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【摘 要】 文章研究了公司诉讼对审计师变更和审计费用的影响，实证结果发现：在考虑其他影响因素后，公司诉讼分别与审计师变更和审计费用显著正相关；进一步研究发现，我国审计市场存在普遍的低价揽客行为，但是针对被诉公司，即使更换审计师后，其审计费用也显著增加。这表明审计师会利用公司诉讼的信息，修正审计风险判断。
【关键词】 公司诉讼； 审计师变更； 审计费用
中图分类号：F239 文献标识码：A 文章编号：1004-5937（2015）16-0101-06
一、引言
近年来审计师变更已经引起了市场监管机构和社会公众的广泛关注，也是学术界研究的热点问题，这主要有三方面的原因：第一，由于审计师与客户之间的契约以及审计师的执业过程具有不可观察性，也就是说，审计师和客户的关系总体上保持“沉默”和不透明（Ball，2009），所以强制披露的审计师变更和审计费用就成为观察审计师和客户关系的重要窗口；第二，对于审计师变更的真正担心可能来自于客户出于会计分歧的原因而解雇审计师，Dye（1991）指出由于信息获取原因，客户管理层对于公司财务状况和未来预期的理解可能和审计师存在差异，由此导致的会计分歧和争议可能致使客户寻求更一致的继任者；第三，现有文献显示，审计师在与客户签订首次审计契约时存在低价揽客的行为，低价揽客可以看作审计师与客户之间暗含着一个多期合约，而审计师可能并不把首次审计契约的折扣作为一种沉没成本，因而可能引起投资回收期的审计师独立性问题，进而降低了审计质量，会计师事务所的这种低价竞争也就成为制约行业良性发展的一个重要问题（Simon and Francis，1988）。因此研究审计师变更的影响因素及其后的审计收费问题，对深入分析和理解审计师和客户的关系、加强审计师变更和收费监管等都具有重要的意义。
现有研究表明，上市公司更换审计师的原因非常复杂。Chow and Rice（1982）研究发现接受保留意见后，公司更频繁地更换了审计师，但是没有发现公司转向聘请发表更少保留意见的审计师。由于破产前的公司在会计处理方法等方面和审计师存在矛盾，经营失败的公司更可能变更其审计师（Schwarts and Menon，1985）。Krishnan（1994）的研究发现，审计师发布稳健的审计意见和审计师变更的概率正相关。DeFond and Subramannyam（1998）采用一组审计师变更的样本，发现变更审计师的前一年，公司的操控性应计是导致收入下降的，他们把这种现象的原因归结为审计师考虑了诉讼风险的稳健主义。和上述文献不同，本文从公司诉讼的角度研究审计师变更和审计费用的关系。公司诉讼是指上市公司在一个诉讼纠纷中成为被告。
公司在陷入诉讼前，还有其他的解决纠纷的方法，例如：协商、行业协会的调解以及仲裁等。通过诉讼解决时，程序过于复杂，诉讼成本高昂，效率也很低，所以从诉讼成本角度看，公司诉讼是解决利益冲突的一种高成本方式，通常被认为是一种次优的冲突解决方案（王彦超等，2008）。在笔者看来，公司诉讼不仅是一个企业风险的指标，同时高额的诉讼成本会进一步加剧企业的风险和不确定性。当企业的风险和不确定性增加时，管理层和审计师在会计方法和披露策略方面更容易产生冲突，进而发生审计师变更。同理，对于陷入诉讼纠纷的公司，审计师可能要增加审计投入，并且将承担更高的风险，因而需要收取更高的审计费用。和上述分析一致，实证结果发现公司诉讼和审计师变更显著正相关，同时，发生诉讼的公司，其审计费用也更高。进一步的研究还发现，在我国审计市场上普遍存在低价揽客的现象，但是发生诉讼的公司，即使在更换审计师后，其审计费用也显著增加，这说明审计师能较有效地判断企业的风险，进而体现在审计费用中。
本文的后续安排如下：第二部分是理论分析和研究假设；第三部分介绍了样本和回归模型；第四部分是实证结果；最后是研究结论。
二、理论分析和研究假设
（一）公司诉讼和审计师变更
公司陷入诉讼纠纷会给企业造成很大的影响，如破坏企业的声誉、带来高昂的诉讼成本，导致企业和客户的关系恶化，分散了管理人员的注意力，以及诉讼失败后的赔偿等，这都会进一步加剧企业的财务困境和不确定性，管理层可能会设法压制或延迟这些坏消息的披露，或者选择可以临时粉饰财务报告的计量、确认方法，并聘请与其一致的审计师。例如，Sweeney（1994）和王彦超等（2008）发现，在诉讼或违约发生的当年，上市公司普遍存在盈余管理的行为；DeAngelo（1982）研究了石油天然气行业的审计师变更，发现管理层更偏向选择会计方法与其一致的审计师。但是审计师可能并不认可这种有损自己声誉的处理方法和披露政策。此外，陷入诉讼纠纷的公司，其公司治理、管治水平、财务状况和内部控制都可能存在缺陷，经营失败的可能性比较高，从而审计师遭遇审计失败的概率也高，审计师为了减轻自己的法律责任，避免审计失败，更可能出具非标准审计意见（冯延超、梁莱歆，2010）。非标准审计意见会影响公司的股价、后续的融资和银行的支持。国内外的经验证据也发现了非标准审计意见和审计师变更显著正相关（Chow and Rice，1982；Krishnan et al.，1996；耿建新和杨鹤，2001；吴联生和谭力，2005；涂国前，2008）。上述这些冲突都可能影响审计师和客户的关系，进而导致审计师变更。
H1：在其他条件相同的情况下，公司诉讼和审计师变更正相关。
（二）公司诉讼和审计费用
根据Simunic（1980）的审计定价模型：
E（C）=cq E（d）E（θ）
其中，E（C）为审计师总成本的期望（等于审计费用），c为产品的单位成本（包括机会成本），q为审计师投入的资源数量，E（d）为将来损失的期望，E（θ）为将来赔付的概率，简单地说，审计费用等于审计师投入的成本加上风险溢价。当企业的风险超过平均风险时，审计师要么索取更高的风险溢价，要么增加审计投入，或者两者同时增加，以防御将来的诉讼和声誉损失（Simunic，1980；Pratt and Stice，1994；Bell，Landsman and Shackelford，2001）。显然，当公司陷入诉讼纠纷时，面临的不确定性大大增加，审计师为了发表恰当的审计意见，就必须增加审计程序、扩大实质性测试的范围，甚至要增派熟悉法律方面的人员以及延长审计时间等，这就需要向上市公司收取更高的费用来弥补其成本。此外，公司被诉既是一个公司已经陷入财务困境的指示变量，同时高额的诉讼成本更会进一步加剧企业的负担，据调查，在美国，直接的诉讼成本远远高于债务或者和解本身的偿付，Massin and Brothers的研究发现，公司成为被告时，在每个案件中的花费超过60万美元。在有些案例中，甚至迫使被告公司进入破产程序（Bhagat and Romano，2001）。此外，审计的实质在于风险的控制，而与审计相关的风险最终都体现为客户的经营风险（刘峰和许菲，2002），所以公司诉讼也是一个很好的风险指示变量，审计师为了弥补其风险，必然索要更高的风险溢价。综上所述，公司在一个法律纠纷中成为被告时，不管是审计成本还是风险溢价都会增加，基于以上分析，提出如下假设。 H2a：在其他条件不变的情况下，公司诉讼和审计费用正相关。
周福源（2012）借助可观察的审计费用，研究发现在审计师变更的过程中，新任审计师大多实施了低价揽客策略，也就是说，在变更审计师后的第一年，审计费用显著降低。基于上述审计费用假设的分析，笔者预期，即使存在低价揽客，但是对于存在诉讼纠纷的公司，变更审计师后，其审计费用也会显著提高。
H2b：在其他条件不变的情况下，发生诉讼并且变更审计师的公司，其审计费用显著提高。
三、研究设计
（一）样本选择和数据来源
本文的研究区间为2005年到2009年，审计师变更样本的选择过程如下：首先以2001至2009年所有A股上市公司的年报为起点，不重复地选取所有出现的为上市公司提供年报审计服务的会计师事务所；然后借助中国注册会计师协会网站披露的事务所变更信息初步确定事务所变更的样本；最后再排除因为事务所更名、合并和重组的样本。此外，按国务院国资委要求，中央企业集团统一财务审计机构，审计机构满5年强制轮换事务所，此种强制轮换也不属于本文研究的事务所变更。排除财务数据和审计费用数据缺失的样本，各年的样本分布如表1所示，公司诉讼定义为公司在某年度至少一次被诉讼时取值为1，否则为0。
本文审计师变更的样本和前人（张鸣等，2012）的研究有较大的出入，其理由如上文所述，并仔细地考虑了国有企业的强制轮换。公司诉讼的样本来自于Wind数据库，其他财务数据和审计数据来自CSMAR数据，为了避免极端值的影响，对连续变量都进行了1%分位的截尾处理。
（二）回归模型和变量定义
1.为了检验假设1，借鉴以往的研究（Krishnan，1994； Shu，2000；张鸣等，2012）构建如下模型，并使用Probit模型进行回归分析：
prob（switchit=1）=α0 α1litigationit α2opin_1it
α3DAit α4lossit α5ln fee_1it α6ln sizeit α7mergeit α8DRit
α9ROAit α10levit α11growthit α12stateit α12 j■year
α16 j■ind ε （1）
模型（1）为probit回归分析模型，ε为残差。模型各变量的含义如如下：
switch为因变量，是上市公司是否变更审计师的虚拟变量，如果上市公司年报的审计师与前一会计年度不同，则定义为1，否则为0；litigation为本文主要考察的解释变量，定义为公司在某年度至少一次被诉时取值为1，否则为0，预期符号为正；opin_1为上一期的审计意见，当上期的审计意见为非标时，取值为1，否则为0；DA为根据D-D模型计算的操控性应计的绝对值（Dechow and Dichev，2002；郑国坚，2009）；loss为虚拟变量，当年亏损为1，否则为0；ln fee_1为上一期审计费用的自然对数；ln size为公司总资产的自然对数；merge为当年发生并购为1，否则为0；DR（Debt Restructure）为当年发生债务重组时，取值为1，否则为0；ROA为资产收益率；lev为财务杠杆；growth为营业收入增长率；state为实际控制人类型，当国有时取值为1，否则为0；同时还控制了年度（year）和行业（ind）效应。
2.为了检验假设2，借鉴审计定价模型，设定如下OLS回归模型：
ln fee=α0 α1litigation α2switch α3litigation*switch
α4opin α5inv α6ar α7seg α8frgn α9DA α10big4 α11ROA α12loss α13lev α14cf α15ln size α16state
α16 j■year α20 j■ind ε （2）
模型（2）因变量为ln fee，是审计费用的自然对数，依据假设2的推断，本文考察的主要自变量为litigation以及litigation和switch的交互项（litigation*switch），预期他们的符号都为正，opin为审计意见，非标意见时取值为1，否则取0；inv为存货和总资产的比例；ar为应收账款占总资产的比重；seg为涉及的行业数的平方根；frgn为是否存在海外业务；big4为公司如果聘请国际四大会计师事务所进行审计时，取值为1，否则为0；cf为营业收入现金比率，其他变量的定义和模型（1）一致。
四、实证结果和分析
（一）描述性统计
从表1可以看出，虽然两个回归方程的观测值相差很小，但不同年度之间还是有较大的差异，所以按不同的假设来观察其样本分布。表2为研究假设1关于公司诉讼和审计师变更之间关系的描述性统计，从中可以初步看出，在排除了强制性变更后，审计师变更变量switch的均值为6.1%，这和西方文献报告的差异不大；公司诉讼变量（litigation）的均值为11.9%，这和冯延超、梁莱歆（2010）的22.8%相差甚远，这是因为他们的样本中包含了违规处分的事件。同时，两个表相同变量的差异也非常的小。
表3为公司诉讼、审计师变更和审计定价的描述性统计，审计费用的均值为13.184，而其中位数为13.082，说明该因变量不存在偏态的情况，其他的自变量也不存在严重的偏态，符合OLS回归的要求。
表4是主要变量的pearson相关系数，从中可以看出，公司诉讼和审计师变更的相关系数为0.080，并且在1%的水平上显著，而公司诉讼和审计费用为负相关，这和预期相反，主要的原因是公司规模和公司诉讼负相关，而审计费用和公司规模是显著正相关的，所以在没有控制公司规模时，可以看到他们之间的负相关关系，审计师变更和审计收费负相关，这和低价揽客行为一致。其他变量之间的关系和现有文献一致。 （二）回归结果
表5为公司诉讼对审计师变更的probit回归结果，（1）列为没有加入控制变量的回归结果，公司诉讼的系数在1%的水平显著为正，而（2）列为加入了控制变量的回归结果，公司诉讼的系数也在5%的水平上显著为正，这和假设1的预期一致，陷入诉讼纠纷的公司，在会计处理方面和审计师存在难以调和的矛盾。
在模型的设计上，Wald chi2都达到了1%的显著水平，Pseudo R2也和其他文献相似，表明该模型设定较好，控制变量方面，上一期的审计意见和审计师变更显著正相关，这和耿建新和杨鹤（2001）一致，同时，盈余管理程度和公司的成长性也和审计师变更正相关，而代表业绩的资产报酬率和审计师变更显著负相关。进一步研究了公司在一年中被诉的次数的平方根（litig_numb）和审计师变更的关系，从表5的（3）列和（4）列中可以看出，被诉次数的平方根和审计师变更至少在5%的水平显著的正相关。
表6是模型（2）的回归结果，公司诉讼和公司被诉的次数都在1%的水平显著为正，这和H2a的预测一致，公司诉讼和审计费用正相关；同时不管是否加入了诉讼和审计师变更的交互项，审计师变更至少在5%的水平显著和审计费用负相关，说明我国的审计市场竞争比较激烈，存在普遍低价揽客的现象，这和周福源（2012）的研究结论一致；公司诉讼和审计师变更的交互项至少在10%的水平显著为正，这说明即使存在低价揽客的现象，当公司陷入诉讼纠纷时，其审计费用也会升高，这可能是审计师考虑了审计成本和审计风险的后果，这和H2b一致。
在模型的设定方面，F值至少为327.56，并且都在1%水平显著，调整的R2最小也为0.619，表明模型的拟合优度较好。控制变量方面，非标审计意见、应收账款和总资产的比例、行业分布、国际“四大”审计、财务杠杆和公司规模在1%的水平显著和审计费用正相关，资产报酬率和当年亏损在5%的水平和审计费用显著正相关，存在海外业务在10%的水平和审计费用显著正相关，而存货和总资产的比例、营业收入现金比以及国有企业都在1%的水平和审计费用显著负相关，上面这些结果和现有的文献一致，在所有控制变量中，只有操控性应计不显著。
五、结论
通过考察审计师和客户关系的变化，可以进一步了解审计师的决策过程。本文从公司诉讼的角度出发，检验了公司诉讼和审计师变更和审计费用之间的关系，结果发现，在控制了其他的因素后，公司诉讼和审计师变更以及审计费用显著正相关，进一步发现，审计市场中存在普遍的低价揽客行为，但是对于陷入诉讼纠纷的公司，在变更审计师后，其审计费用不仅没有降低，反而增加了，这说明审计师具有风险识别能力。
本文对现有文献的贡献主要体现在以下几点：（1）影响审计师变更的原因很多，本文的研究发现了公司诉讼也是其中重要的一种，扩展了审计师变更的文献，后续的研究应该适当的考虑这种因素；（2）和以往的研究（刘成立，张继勋，2006；韩洪灵，陈汉文，2007）不同，在排除了强制性变更后，审计师首次签约时存在低价揽客的行为；（3）伍利娜等（2012）和周福源（2012）的研究发现，当公司聘请的审计师从大所变更为小所时，审计费用提高了，这时他们都推测存在审计意见购买行为，但是，本文的研究却发现，即使存在低价揽客行为，对于陷入诉讼纠纷的企业来说，变更审计师后，其审计费用也会增加，所以笔者建议，在研究审计意见购买时，要恰当地考虑企业本身的风险问题。
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【关键词】 公司诉讼； 审计师变更； 审计费用
中图分类号：F239 文献标识码：A 文章编号：1004-5937（2015）16-0101-06
一、引言
近年来审计师变更已经引起了市场监管机构和社会公众的广泛关注，也是学术界研究的热点问题，这主要有三方面的原因：第一，由于审计师与客户之间的契约以及审计师的执业过程具有不可观察性，也就是说，审计师和客户的关系总体上保持“沉默”和不透明（Ball，2009），所以强制披露的审计师变更和审计费用就成为观察审计师和客户关系的重要窗口；第二，对于审计师变更的真正担心可能来自于客户出于会计分歧的原因而解雇审计师，Dye（1991）指出由于信息获取原因，客户管理层对于公司财务状况和未来预期的理解可能和审计师存在差异，由此导致的会计分歧和争议可能致使客户寻求更一致的继任者；第三，现有文献显示，审计师在与客户签订首次审计契约时存在低价揽客的行为，低价揽客可以看作审计师与客户之间暗含着一个多期合约，而审计师可能并不把首次审计契约的折扣作为一种沉没成本，因而可能引起投资回收期的审计师独立性问题，进而降低了审计质量，会计师事务所的这种低价竞争也就成为制约行业良性发展的一个重要问题（Simon and Francis，1988）。因此研究审计师变更的影响因素及其后的审计收费问题，对深入分析和理解审计师和客户的关系、加强审计师变更和收费监管等都具有重要的意义。
现有研究表明，上市公司更换审计师的原因非常复杂。Chow and Rice（1982）研究发现接受保留意见后，公司更频繁地更换了审计师，但是没有发现公司转向聘请发表更少保留意见的审计师。由于破产前的公司在会计处理方法等方面和审计师存在矛盾，经营失败的公司更可能变更其审计师（Schwarts and Menon，1985）。Krishnan（1994）的研究发现，审计师发布稳健的审计意见和审计师变更的概率正相关。DeFond and Subramannyam（1998）采用一组审计师变更的样本，发现变更审计师的前一年，公司的操控性应计是导致收入下降的，他们把这种现象的原因归结为审计师考虑了诉讼风险的稳健主义。和上述文献不同，本文从公司诉讼的角度研究审计师变更和审计费用的关系。公司诉讼是指上市公司在一个诉讼纠纷中成为被告。
公司在陷入诉讼前，还有其他的解决纠纷的方法，例如：协商、行业协会的调解以及仲裁等。通过诉讼解决时，程序过于复杂，诉讼成本高昂，效率也很低，所以从诉讼成本角度看，公司诉讼是解决利益冲突的一种高成本方式，通常被认为是一种次优的冲突解决方案（王彦超等，2008）。在笔者看来，公司诉讼不仅是一个企业风险的指标，同时高额的诉讼成本会进一步加剧企业的风险和不确定性。当企业的风险和不确定性增加时，管理层和审计师在会计方法和披露策略方面更容易产生冲突，进而发生审计师变更。同理，对于陷入诉讼纠纷的公司，审计师可能要增加审计投入，并且将承担更高的风险，因而需要收取更高的审计费用。和上述分析一致，实证结果发现公司诉讼和审计师变更显著正相关，同时，发生诉讼的公司，其审计费用也更高。进一步的研究还发现，在我国审计市场上普遍存在低价揽客的现象，但是发生诉讼的公司，即使在更换审计师后，其审计费用也显著增加，这说明审计师能较有效地判断企业的风险，进而体现在审计费用中。
本文的后续安排如下：第二部分是理论分析和研究假设；第三部分介绍了样本和回归模型；第四部分是实证结果；最后是研究结论。
二、理论分析和研究假设
（一）公司诉讼和审计师变更
公司陷入诉讼纠纷会给企业造成很大的影响，如破坏企业的声誉、带来高昂的诉讼成本，导致企业和客户的关系恶化，分散了管理人员的注意力，以及诉讼失败后的赔偿等，这都会进一步加剧企业的财务困境和不确定性，管理层可能会设法压制或延迟这些坏消息的披露，或者选择可以临时粉饰财务报告的计量、确认方法，并聘请与其一致的审计师。例如，Sweeney（1994）和王彦超等（2008）发现，在诉讼或违约发生的当年，上市公司普遍存在盈余管理的行为；DeAngelo（1982）研究了石油天然气行业的审计师变更，发现管理层更偏向选择会计方法与其一致的审计师。但是审计师可能并不认可这种有损自己声誉的处理方法和披露政策。此外，陷入诉讼纠纷的公司，其公司治理、管治水平、财务状况和内部控制都可能存在缺陷，经营失败的可能性比较高，从而审计师遭遇审计失败的概率也高，审计师为了减轻自己的法律责任，避免审计失败，更可能出具非标准审计意见（冯延超、梁莱歆，2010）。非标准审计意见会影响公司的股价、后续的融资和银行的支持。国内外的经验证据也发现了非标准审计意见和审计师变更显著正相关（Chow and Rice，1982；Krishnan et al.，1996；耿建新和杨鹤，2001；吴联生和谭力，2005；涂国前，2008）。上述这些冲突都可能影响审计师和客户的关系，进而导致审计师变更。
H1：在其他条件相同的情况下，公司诉讼和审计师变更正相关。
（二）公司诉讼和审计费用
根据Simunic（1980）的审计定价模型：
E（C）=cq E（d）E（θ）
其中，E（C）为审计师总成本的期望（等于审计费用），c为产品的单位成本（包括机会成本），q为审计师投入的资源数量，E（d）为将来损失的期望，E（θ）为将来赔付的概率，简单地说，审计费用等于审计师投入的成本加上风险溢价。当企业的风险超过平均风险时，审计师要么索取更高的风险溢价，要么增加审计投入，或者两者同时增加，以防御将来的诉讼和声誉损失（Simunic，1980；Pratt and Stice，1994；Bell，Landsman and Shackelford，2001）。显然，当公司陷入诉讼纠纷时，面临的不确定性大大增加，审计师为了发表恰当的审计意见，就必须增加审计程序、扩大实质性测试的范围，甚至要增派熟悉法律方面的人员以及延长审计时间等，这就需要向上市公司收取更高的费用来弥补其成本。此外，公司被诉既是一个公司已经陷入财务困境的指示变量，同时高额的诉讼成本更会进一步加剧企业的负担，据调查，在美国，直接的诉讼成本远远高于债务或者和解本身的偿付，Massin and Brothers的研究发现，公司成为被告时，在每个案件中的花费超过60万美元。在有些案例中，甚至迫使被告公司进入破产程序（Bhagat and Romano，2001）。此外，审计的实质在于风险的控制，而与审计相关的风险最终都体现为客户的经营风险（刘峰和许菲，2002），所以公司诉讼也是一个很好的风险指示变量，审计师为了弥补其风险，必然索要更高的风险溢价。综上所述，公司在一个法律纠纷中成为被告时，不管是审计成本还是风险溢价都会增加，基于以上分析，提出如下假设。 H2a：在其他条件不变的情况下，公司诉讼和审计费用正相关。
周福源（2012）借助可观察的审计费用，研究发现在审计师变更的过程中，新任审计师大多实施了低价揽客策略，也就是说，在变更审计师后的第一年，审计费用显著降低。基于上述审计费用假设的分析，笔者预期，即使存在低价揽客，但是对于存在诉讼纠纷的公司，变更审计师后，其审计费用也会显著提高。
H2b：在其他条件不变的情况下，发生诉讼并且变更审计师的公司，其审计费用显著提高。
三、研究设计
（一）样本选择和数据来源
本文的研究区间为2005年到2009年，审计师变更样本的选择过程如下：首先以2001至2009年所有A股上市公司的年报为起点，不重复地选取所有出现的为上市公司提供年报审计服务的会计师事务所；然后借助中国注册会计师协会网站披露的事务所变更信息初步确定事务所变更的样本；最后再排除因为事务所更名、合并和重组的样本。此外，按国务院国资委要求，中央企业集团统一财务审计机构，审计机构满5年强制轮换事务所，此种强制轮换也不属于本文研究的事务所变更。排除财务数据和审计费用数据缺失的样本，各年的样本分布如表1所示，公司诉讼定义为公司在某年度至少一次被诉讼时取值为1，否则为0。
本文审计师变更的样本和前人（张鸣等，2012）的研究有较大的出入，其理由如上文所述，并仔细地考虑了国有企业的强制轮换。公司诉讼的样本来自于Wind数据库，其他财务数据和审计数据来自CSMAR数据，为了避免极端值的影响，对连续变量都进行了1%分位的截尾处理。
（二）回归模型和变量定义
1.为了检验假设1，借鉴以往的研究（Krishnan，1994； Shu，2000；张鸣等，2012）构建如下模型，并使用Probit模型进行回归分析：
prob（switchit=1）=α0 α1litigationit α2opin_1it
α3DAit α4lossit α5ln fee_1it α6ln sizeit α7mergeit α8DRit
α9ROAit α10levit α11growthit α12stateit α12 j■year
α16 j■ind ε （1）
模型（1）为probit回归分析模型，ε为残差。模型各变量的含义如如下：
switch为因变量，是上市公司是否变更审计师的虚拟变量，如果上市公司年报的审计师与前一会计年度不同，则定义为1，否则为0；litigation为本文主要考察的解释变量，定义为公司在某年度至少一次被诉时取值为1，否则为0，预期符号为正；opin_1为上一期的审计意见，当上期的审计意见为非标时，取值为1，否则为0；DA为根据D-D模型计算的操控性应计的绝对值（Dechow and Dichev，2002；郑国坚，2009）；loss为虚拟变量，当年亏损为1，否则为0；ln fee_1为上一期审计费用的自然对数；ln size为公司总资产的自然对数；merge为当年发生并购为1，否则为0；DR（Debt Restructure）为当年发生债务重组时，取值为1，否则为0；ROA为资产收益率；lev为财务杠杆；growth为营业收入增长率；state为实际控制人类型，当国有时取值为1，否则为0；同时还控制了年度（year）和行业（ind）效应。
2.为了检验假设2，借鉴审计定价模型，设定如下OLS回归模型：
ln fee=α0 α1litigation α2switch α3litigation*switch
α4opin α5inv α6ar α7seg α8frgn α9DA α10big4 α11ROA α12loss α13lev α14cf α15ln size α16state
α16 j■year α20 j■ind ε （2）
模型（2）因变量为ln fee，是审计费用的自然对数，依据假设2的推断，本文考察的主要自变量为litigation以及litigation和switch的交互项（litigation*switch），预期他们的符号都为正，opin为审计意见，非标意见时取值为1，否则取0；inv为存货和总资产的比例；ar为应收账款占总资产的比重；seg为涉及的行业数的平方根；frgn为是否存在海外业务；big4为公司如果聘请国际四大会计师事务所进行审计时，取值为1，否则为0；cf为营业收入现金比率，其他变量的定义和模型（1）一致。
四、实证结果和分析
（一）描述性统计
从表1可以看出，虽然两个回归方程的观测值相差很小，但不同年度之间还是有较大的差异，所以按不同的假设来观察其样本分布。表2为研究假设1关于公司诉讼和审计师变更之间关系的描述性统计，从中可以初步看出，在排除了强制性变更后，审计师变更变量switch的均值为6.1%，这和西方文献报告的差异不大；公司诉讼变量（litigation）的均值为11.9%，这和冯延超、梁莱歆（2010）的22.8%相差甚远，这是因为他们的样本中包含了违规处分的事件。同时，两个表相同变量的差异也非常的小。
表3为公司诉讼、审计师变更和审计定价的描述性统计，审计费用的均值为13.184，而其中位数为13.082，说明该因变量不存在偏态的情况，其他的自变量也不存在严重的偏态，符合OLS回归的要求。
表4是主要变量的pearson相关系数，从中可以看出，公司诉讼和审计师变更的相关系数为0.080，并且在1%的水平上显著，而公司诉讼和审计费用为负相关，这和预期相反，主要的原因是公司规模和公司诉讼负相关，而审计费用和公司规模是显著正相关的，所以在没有控制公司规模时，可以看到他们之间的负相关关系，审计师变更和审计收费负相关，这和低价揽客行为一致。其他变量之间的关系和现有文献一致。 （二）回归结果
表5为公司诉讼对审计师变更的probit回归结果，（1）列为没有加入控制变量的回归结果，公司诉讼的系数在1%的水平显著为正，而（2）列为加入了控制变量的回归结果，公司诉讼的系数也在5%的水平上显著为正，这和假设1的预期一致，陷入诉讼纠纷的公司，在会计处理方面和审计师存在难以调和的矛盾。
在模型的设计上，Wald chi2都达到了1%的显著水平，Pseudo R2也和其他文献相似，表明该模型设定较好，控制变量方面，上一期的审计意见和审计师变更显著正相关，这和耿建新和杨鹤（2001）一致，同时，盈余管理程度和公司的成长性也和审计师变更正相关，而代表业绩的资产报酬率和审计师变更显著负相关。进一步研究了公司在一年中被诉的次数的平方根（litig_numb）和审计师变更的关系，从表5的（3）列和（4）列中可以看出，被诉次数的平方根和审计师变更至少在5%的水平显著的正相关。
表6是模型（2）的回归结果，公司诉讼和公司被诉的次数都在1%的水平显著为正，这和H2a的预测一致，公司诉讼和审计费用正相关；同时不管是否加入了诉讼和审计师变更的交互项，审计师变更至少在5%的水平显著和审计费用负相关，说明我国的审计市场竞争比较激烈，存在普遍低价揽客的现象，这和周福源（2012）的研究结论一致；公司诉讼和审计师变更的交互项至少在10%的水平显著为正，这说明即使存在低价揽客的现象，当公司陷入诉讼纠纷时，其审计费用也会升高，这可能是审计师考虑了审计成本和审计风险的后果，这和H2b一致。
在模型的设定方面，F值至少为327.56，并且都在1%水平显著，调整的R2最小也为0.619，表明模型的拟合优度较好。控制变量方面，非标审计意见、应收账款和总资产的比例、行业分布、国际“四大”审计、财务杠杆和公司规模在1%的水平显著和审计费用正相关，资产报酬率和当年亏损在5%的水平和审计费用显著正相关，存在海外业务在10%的水平和审计费用显著正相关，而存货和总资产的比例、营业收入现金比以及国有企业都在1%的水平和审计费用显著负相关，上面这些结果和现有的文献一致，在所有控制变量中，只有操控性应计不显著。
五、结论
通过考察审计师和客户关系的变化，可以进一步了解审计师的决策过程。本文从公司诉讼的角度出发，检验了公司诉讼和审计师变更和审计费用之间的关系，结果发现，在控制了其他的因素后，公司诉讼和审计师变更以及审计费用显著正相关，进一步发现，审计市场中存在普遍的低价揽客行为，但是对于陷入诉讼纠纷的公司，在变更审计师后，其审计费用不仅没有降低，反而增加了，这说明审计师具有风险识别能力。
本文对现有文献的贡献主要体现在以下几点：（1）影响审计师变更的原因很多，本文的研究发现了公司诉讼也是其中重要的一种，扩展了审计师变更的文献，后续的研究应该适当的考虑这种因素；（2）和以往的研究（刘成立，张继勋，2006；韩洪灵，陈汉文，2007）不同，在排除了强制性变更后，审计师首次签约时存在低价揽客的行为；（3）伍利娜等（2012）和周福源（2012）的研究发现，当公司聘请的审计师从大所变更为小所时，审计费用提高了，这时他们都推测存在审计意见购买行为，但是，本文的研究却发现，即使存在低价揽客行为，对于陷入诉讼纠纷的企业来说，变更审计师后，其审计费用也会增加，所以笔者建议，在研究审计意见购买时，要恰当地考虑企业本身的风险问题。
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