融資約束對會計師事務所變更的影響

王龍梅，陳宋生，張婉琪

（1.澳門科技大學 商學院，澳門 999078；2.北京理工大學 管理與經濟學院，北京 100081）

與國外相較而言，75%的中國上市公司認為，融資約束是限制其發展的重要障礙[1]。居高不下的融資成本不僅會為企業的投資活動、經營活動和創新活動[2]帶來不確定性，也輻射和影響了審計行為[3]107[4]，并對審計契約的穩定性產生作用[5]，而事務所與客戶的行為受審計契約約束[6]，反之也影響著審計契約的穩定性[7-8]。會計師事務所作為資本市場的看門人，其與客戶的關系區別于一般商業關系而具有獨特性。事務所和客戶的角色定位以及相互關系的內在動因導致了其關系的固化以及重構，并對審計獨立性產生深遠影響。鑒于此，事務所變更引起的審計關系的重構，會帶來不良的市場反應，引發相關利益者的關注[9]。因此，在融資約束的情境下研究事務所變更具有理論和實踐意義①筆者訪談了德勤、普華永道、天職國際、致同等多家事務所合伙人，了解到客戶因為融資約束而變更前任事務所的情況屢見不鮮，甚至成為某些后任事務所與客戶議價的砝碼，嚴重干擾了審計市場的穩定。：一方面，有助于提升作為第三方鑒證的審計監督職能，為更好地理解事務所變更提供經驗證據；另一方面，從融資約束的視角對事務所變更展開研究，有助于決策者進一步思考改善融資手段，拓寬融資渠道，避免由融資約束帶來不良輻射效應提供借鑒。

上市公司的財務報告需要第三方鑒證并出具審計報告。由于會計師事務所在審計流程和審計標準等方面存在差異，事務所變更勢必會對公司會計信息質量產生影響，因此事務所變更作為重大事項廣受關注。中國證監會對于變更事務所出臺了具體的政策法規，要求上市公司對事務所變更情況編報重大事項并進行披露，并在必要時說明變更的原因。事務所變更事項的披露有助于信息使用者解析此行為的內涵信息，降低信息不對稱從而起到保護投資者等利益相關方的作用?，F有研究對于事務所變更的影響因素的研究主要集中于：財務困境[10]、地域因素[11]53、公司治理和內部控制[12]9[13]87、會計師—客戶關系[14]78、媒體監督和政府管制[15]89、財務重述[16]79、政治關聯[17]、公司戰略[18]55等。雖然研究視角不同，但其研究目的都是幫助投資者剖析和解構事務所變更承載的信息含量，從而保護投資者利益[19]。因此事務所變更一直是學者關注的熱點問題，但目前從融資視角思考的文獻鮮少。

本文選取2015—2018年上市公司數據為樣本，研究了融資約束對事務所變更的影響，結果表明融資約束增大了事務所變更的可能性；融資約束程度越高，事務所越可能由高聲譽事務所替換為低聲譽事務所；事務所變更后，審計意見獲得了改善，事務所的行業集中度減弱，客戶的財務表現有所提升，融資成本并未有顯著改變，投資效率也沒有提高。另外，研究發現產權性質和審計延遲調節了融資約束對事務所變更的影響，穩健性檢驗證明結論依然成立。研究提供了融資約束影響事務所與客戶關系重構的經驗證據，并從事務所變更這一角度拓展了融資約束對審計契約穩定性影響的文獻。

一、文獻綜述

融資約束問題一直備受業界關注，其對審計行業影響的研究由來已久。一方面，質量審計越高[20]、事務所規模越大[21]，機構投資者持股越多[22]，越容易降低外部融資成本，進而影響高投資機會集。審計師對客戶出具非標意見[23]以及非標內部控制意見時[24]，客戶更可能遭遇融資約束。陳峻和袁夢[25]研究發展融資約束情況下，審計費用過高會導致現金持有價值降低，審計費用增加的越多，現金持有價值反而越低。還有研究發現，供應鏈金融[26]和客戶披露社會責任[27]也會減輕融資約束程度。前人的研究并未明確說明融資約束是否對事務所變更起作用及其作用機制，因此，這成為本文的研究契機。

引發事務所變更的動因有：客戶追求更好的服務品質或者節省費用等[28]；ST（Special Treatment，指因財務狀況異常而受到特別處理）、PT（Particular Transfer，指暫停上市的股票實施特別轉讓）類公司面臨財務困境[29]；聘請同一地域的事務所[11]53；公司治理結構不完善[12]9；審計委員會的有效性[13]87；簽字審計師的去留[14]78；戰略是否激進[18]55；公司是否財務重述[16]79。

綜上所述，雖然已有文獻探究了融資約束對審計行業的影響，但是聚焦融資約束對事務所變更這一視角的研究較少，事務所變更影響因素的研究并不匱乏，但是從融資約束角度出發考慮的研究仍屬空白，本文嘗試揭示融資約束與事務所變更之間的關系及其作用機制。

事務所變更是事務所與客戶關系重構的主要體現，它可能會帶來不良的市場反應[30]，財務報告重述[31]和滯后的一系列問題。從債券市場角度而言，Mansi等[32]發現審計師任期與債務資本成本呈負相關，前任審計師任期越長，后任審計師的審計費用越高[33]。但是，上市公司更換高質量事務所時，可以向外界傳遞積極信號[15]89。

二、理論分析與研究假設

MM模型（Modigliani Miller Models）理論揭示了在完全的資本市場上，企業內外部融資成本相同，其為融資約束等相關問題的研究奠定了理論基石。然而，信息不對稱理論揭示了多數情況下外部籌資成本較高，因此企業更傾向選擇內部籌資?；诟呋貓蟮念A期，外部投資進一步加劇了風險溢價，內外部的融資成本差異不斷擴大，最終形成了融資約束。理性的投資者以及債權人寧愿降低支付意愿或提高資本成本以減少投資風險，由此增加了融資費用。為降低道德風險和逆向選擇給投資者和債權人帶來的擔憂，具有信息優勢的一方試圖向另一方傳遞積極信號。為緩解信息不對稱帶來的風險，管理者披露的審計報告有助于委托人進行監督管理。事務所作為第三方鑒證被投資者和債權人信賴，管理層為展示良好形象可能不惜改變審計契約從而購買“清潔”的審計意見，這就存在被動解約的可能。此外，當事務所在執業過程中發現管理層存在財務舞弊或粉飾報表等不當行為時，基于聲譽機制和獨立性的思考，為捍衛來之不易的聲譽和公眾的信任，很可能會選擇主動辭聘或解約。

從事務所視角出發，前任事務所的主動辭聘可能源于其感知的風險。融資約束的企業發生舞弊和錯報的可能性更大，通常會被視為高風險客戶，審計師在風險評估和應對方面更加審慎，當風險超過可控范圍時，可能引發事務所變更[34]。從已知的事務所實踐發現，辭聘行為的發生可能是為應對訴訟風險的發生。Choi等[35]對比了不同行業責任風險對事務所份額的影響，研究表明風險高的行業，事務所的市場份額增速較風險低行業顯著減緩。于是，感知的風險可能影響了融資約束對事務所變更的作用。曹圓圓和陳宋生[36]認為，客戶為獲取事務所配合，可能會主動發起廉價談話博弈。后任事務所依據接收到的信號，權衡利弊后發布清潔或非清潔的審計意見。事務所在此過程既可能出于底線思維[37]表現為對客戶的迎合，更可能會主動游說客戶以獲取業務。融資約束下，前任事務所的辭聘或解約以及后任事務所的逢迎加大了變更的可能性，由此提出如下假設：

假設1.融資約束程度越高，事務所變更的可能性越大。

高聲譽的事務所能夠降低企業的融資約束，聘請高聲譽事務所有助于提升國有企業融資能力[3]107。審計師聲譽與首次公開發行股票的上市公司債務融資能力正相關[38]。聘請高聲譽事務所向外界傳遞了正面信息，從某種程度上代表了公司的良好盈余質量，降低了企業融資成本并提高了融資能力[39]。然而，當高聲譽的事務所備受質疑時，客戶更可能更換事務所，由此來規避資本市場中股價的波動[40]。

融資約束不明顯時，客戶的短期借款融資較為容易[41]。隨著融資約束程度的提高，為獲得借款，客戶通常采取兩種方式：一種是表明愿意以更高的利率吸引債權人；另一種則是向借款人證明自身有更好的盈余質量，以正常的利率獲得借款。較高的利率會減少借款人在項目中的利益，因為借款人一般是有限責任，利率的上升對借款人不產生實質影響，從道德風險視角觀察，只要能夠借到款項，高利率使得借款人追求高風險項目[42]。也就是說，利率的上升可能會通過降低績效而間接降低貸款獲得償付的可能[43]。從逆向選擇觀察，在債權人無法區分借款人信譽好壞的情況下，更高的利率更容易吸引低信譽的借款人，因為與高信譽的借款人相比，低信譽的借款人更容易違約[44]，因而較少受到利率上升的影響。因此，債權人更愿意保持低利率，以便面對更多高信譽的借款人。高聲譽的事務所或者更清潔的審計意見更有利于其向債權人發出一個信號，即客戶有更良好的信譽，不容易違約[45]。中介聲譽假說表明，為維護良好聲譽，高聲譽事務所往往對外提供高質量的信息，然而客戶為了避免非清潔意見帶來債權人或投資者的關注而更換事務所，而事務所方面為了維持高品質的服務和獨立性可能會主動解約，所以在融資約束后，事務所變更可能由高聲譽事務所變替換為低聲譽事務所。由此提出如下假設：

假設2.融資約束程度越高，事務所越可能從高聲譽事務所變更到低聲譽事務所。

從客戶視角出發，融資約束可能引發企業的盈余管理行為[46]，進而影響事務所對錯報風險的評估，可能變更事務所。張學謙和周雪[47]發現可操控性應計利潤與事務所變更正相關，徐江萍[48]認為盈余管理是產生變更的根本原因。高盈余管理傾向的客戶更有動機變更事務所。因此，融資約束可能通過盈余管理對事務所變更產生影響。

融資約束傳遞的負面市場信號可能會增大錯報風險，職業懷疑下事務所可能據此更改審計計劃，進一步擴大審計范圍，因此公司被出具非標準審計意見的可能性增大。韓維芳和劉欣慰[49]認為非標準審計意見影響下一年度的事務所變更事項?？蛻暨`反會計準則或者出現重大不確定事項時，事務所會根據客戶的財務情況以及盈余管理程度等選擇出具何種審計意見，因此客戶的財務特征以及資金情況會影響其行為，進而影響職業懷疑和審計判斷。融資約束給企業帶來的不確定性提高了被出具非標準審計意見的可能性。

驅動事務所變更的重要原因源于客戶汲取貸款的需求，由于原來的事務所不配合其獲得更清潔的審計意見，而清潔的審計意見有利于客戶獲得融資。融資約束越緊，客戶越可能通過獲得更清潔的審計意見來獲得貸款。為了達成所愿，客戶期待變更事務所后出現更清潔的審計意見。周蘭和耀友福[50]認為變更事務所是審計意見購買的動機之一，由此提出如下假設：

假設3.由融資約束帶來事務所變更后，客戶更有可能獲得清潔的審計意見。

三、研究設計

（一）模型設定與變量定義

1.變量定義

企業融資約束程度的度量廣泛采用KZ（Kaplan-Zingales）指數[51-52]。Kaplan和Zingales[53]提出了融資約束指數的構建模型，由此延伸出的融資約束指數構建有兩條路徑。本文借鑒張悅玫等[1]35，采用多元判斷法計算得到 KZ1 指數，其中控制變量選取資產負債率（Levi，t）、市值賬面比（MBi，t）、股利支付率（Divi，t）、凈營運資金與總資產的比值（NWCi，t/TATi，t）以及息稅前利潤與總資產的比值（EBITi，t/TATi，t）。 將企業規模作為樣本預分組變量并將其按照升序進行排序。將樣本切割為三組，前三分之一的樣本作為低融資約束組，后三分之一的樣本作為高融資約束組。在此基礎上構建 Logistic模型（1）進行二元邏輯回歸，根據回歸結果構建融資約束指數，指數越大說明融資約束程度越高。

另外，借鑒文獻[54]，對全樣本按照經營性凈現金流與上期總資產比、現金持有與上期總資產比、資產負債率、現金股利與上期總資產比、Tobin’s Q進行如下分類：如果經營性凈現金流與上期總資產比低于中位數則KZ21取1，反之為0；現金持有與上期總資產比低于中位數則KZ22取1，否則為0；資產負債率低于中位數則KZ23取1，反之為0；現金股利與上期總資產比低于中位數則KZ24取1，反之為0；Tobin’s Q低于中位數則KZ25取1，否則為0。根據模型（2），將KZ2作為因變量采用排序邏輯回歸方法，對經營性凈現金流與上期總資產比、現金持有與上期總資產比、資產負債率、現金股利與上期總資產比和Tobin’s Q回歸得到各個變量的系數。利用回歸得到的估計結果可計算出每一家公司的融資約束指數KZ2，KZ2越大，融資約束程度越高。

2.模型設定

借鑒文獻[55-56]，為檢驗融資約束與事務所變更的相關關系，提出如下Logistic模型

其中，控制變量包括：財務杠桿（Levi，t）、總資產報酬率（ROAi，t）、虧損（LOSSi，t）、審計費用（INFEi，t）、管理層持股比例（MHOLDi，t）、股權集中度（CRi，t）、營業收入增長率（Growthi，t）、公司規模（SIZEi，t）、會計師事務所違規（Violationsi，t）、審計任期（Tenurei，t）、產權性質（SOEi，t）、事務所聲譽（BIG4i，t），變量定義如表 1 所示。

表1 模型的變量定義

（二）數據來源和樣本選擇

本文選取2015—2018年滬深股兩市A股上市公司為樣本，剔除金融行業公司和缺失樣本后，共得到樣本5 753個。為控制極端值的影響，對所有連續變量在1%和99%位置進行了縮尾處理。公司省份、產權性質方面的數據來自萬德數據庫，其他數據均取自國泰安數據庫，并對事務所變更數據進行了手工篩選和整理。審計師任期在國泰安數據起始年份為2015年，為了保持數據口徑一致，選取研究的開始時間為2015年。使用的統計和數據處理軟件為STATA16.0。

四、實證結果與分析

（一）描述性統計

表2列示了變量的描述性統計結果。從表2中可以看出，Switchi，t+1的均值為0.078，說明在分析期內上市公司事務所變更的頻率并不高。兩種融資約束的度量中，KZ1均值為0.838，KZ2均值為1.164。指數越大，說明融資約束程度越高。財務杠桿Levi，t的均值為0.422，中位數0.413，說明模型的杠桿水平適中?？傎Y產報酬率ROAi，t的均值為 0.064，中位數為 0.054，虧損 LOSSi，t的均值為0.038，說明樣本公司處于虧損狀態的較少。管理層持股MHOLDi，t的中位數0.122，小于50%，表明高管持股比例只占較小比例，與現實情況相符。審計任期Tenurei，t均值為7.919，即平均任期小于八年。事務所聲譽BIG4i，t均值為0.063，中位數為0.000，說明在研究區間內，上市公司中“四大”事務所審計的比例并不高，大部分公司是由非“四大”審計進行的。

表2 描述性統計（N=5 753）

（二）相關性分析

表3報告了Spearman檢驗結果，從表3中可以看出，KZ1 與 Switchi，t+1在 5%的水平上顯著正相關，KZ2 與 Switchi，t+1在1%的水平上顯著正相關，與預期一致。觀察相關系數矩陣中可以看到Levi，t與KZ1的Pearson相關系數的絕對值最大為0.782。計算方差膨脹因子，發現各變量的結果均低于10，因此變量之間不存在嚴重的多重共線性問題。其中總資產報酬率與虧損的系數為-0.321，管理層持股比例與股權集中度的系數為-0.283，事務所違規與事務所聲譽的系數為-0.011，事務所違規與審計任期的系數為0.010，事務所聲譽與審計任期的系數為-0.080，審計師任期與事務所變更的系數為-0.051，均在合理范圍。

表3 相關性分析表

（三）回歸分析

表4第2列和第3列檢驗了融資約束與事務所變更之間的關系。其中Switchi，t+1為因變量，融資約束KZ1和KZ2為自變量，采用Logistic回歸模型來檢驗融資約束與事務所變更之間的關系。結果顯示融資約束指數KZ1和KZ2均在1%的水平上顯著為正，表明上市公司融資約束對事務所變更具有正向作用，假設1得到驗證，即融資約束的發生增強了事務所變更的可能性。究其原因：一方面，融資約束下企業的管理行為受限，為了強化相關利益者的信任，企業更換事務所的動機增強；另一方面，融資約束給管理層帶來的壓力可能迫使其操縱財務報表，當管理層與事務所存在意見分歧且無法消除時，融資約束給審計契約帶來的不確定性增加，融資約束程度大，不確定性也越大，事務所變更的可能性越大。

表5反映了融資約束會帶來前后事務所聲譽變化的情況。用虛擬變量Changei，t代表前一年“四大”會計師事務所與后一年非 “四大”會計師事務所的差值，如果Changei，t為 1，說明事務所由“四大”事務所變為非“四大”事務所，其他情況設為0。由回歸結果可以看出，KZ1和KZ2分別與Changei，t在1%的水平上顯著，表明融資約束程度加大了事務所從高聲譽事務所變更到低聲譽事務所的可能性，假設2成立。

（四）作用路徑分析

從以下三個方面探究融資約束影響審計師變更的路徑：

第一，從聲譽角度而言，融資約束通過聲譽對事務所變更產生影響。參考劉明輝和汪玉蘭[57]對于聲譽的度量，如果為“四大”會計師事務所審計則聲譽為1，否則為0。從表7第2列和第3列可以看出，在控制了財務杠桿、總資產報酬率、虧損、審計費用、管理層持股比例、股權集中度、營業收入增長率、公司規模、會計師事務所違規、審計任期、產權性質、事務所聲譽等因素的影響下，KZ1和KZ2分別在1%和5%的水平上顯著負相關，表明融資約束降低了企業的聲譽，在聲譽機制的作用下存在變更事務所的情況。

第二，從公司角度而言，融資約束通過盈余管理對事務所變更產生影響。本文采用修正的瓊斯模型計算可操控性應計利潤ADAi，t來度量盈余管理程度。表5第4列和第5列的結果顯示，在控制了財務杠桿、總資產報酬率、虧損、審計費用、管理層持股比例、股權集中度、營業收入增長率、公司規模、會計師事務所違規、審計任期、產權性質、事務所聲譽等因素的影響下，融資約束與盈余管理分別在5%和10%的水平上顯著正相關，表明融資約束顯著提高了企業的盈余管理水平。

第三，從事務所角度出發，融資約束通過審計風險對事務所變更產生影響。參考文獻[58]審計風險的度量方法，企業當年發生財務報表重述或受到證監會處罰，則說明審計風險Risk較高，此時Risk取1，否則取 0。表7第6列和第7列列示了融資約束與審計風險的回歸結果，在控制財務杠桿、總資產報酬率、虧損、審計費用、管理層持股比例、股權集中度、營業收入增長率、公司規模、會計師事務所違規、審計任期、產權性質、事務所聲譽等一系列相關因素的影響后，融資約束與審計風險均在5%的水平上正相關，表明融資約束增加了審計風險。審計風險的增加無疑會對理性的事務所產生影響，改變了審計契約的穩定性，由此審計風險是融資約束影響事務所變更的又一原因。

（五）進一步分析

1.融資約束與審計意見購買

在融資約束的情境下，如果客戶為了清潔的審計意見而更換事務所，則存在審計意見購買動機。本文利用Lennox[59]檢驗融資約束與審計意見購買的相關關系，OPi，t表示變更前后獲得不清潔審計意見的概率之差，如果OPi，t的系數顯著為負，表明存在審計意見購買行為。表8列示了融資約束與審計意見購買的回歸結果，在加入融資約束KZ1、KZ2和OPi，t的交乘項后， 可以看出交乘項 KZ1×OPi，t以及 KZ2×OPi，t的系數顯著為負，與 OPi，t符號相同，說明融資約束與審計意見購買呈顯著的正相關關系，即融資約束通過變更事務所促進了審計意見購買行為的發生。由此證明，客戶存在審計意見購買動機。

表4 融資約束與事務所變更的回歸結果

表5 融資約束與事務所聲譽變化的回歸結果

表6 事務所變更與審計意見變化的回歸結果

表7 融資約束對聲譽、盈余管理和審計風險的影響

2.事務所變更后的融資約束

融資約束會影響事務所變更，那么在事務所變更后的融資約束是否切實獲得了緩解采用事務所變更與融資約束變化的相關關系進行檢驗。表9中第2列和第3列Switchi，t+1系數分別在1%和10%的水平上顯著，表明事務所變更后融資約束確實獲得了緩解。

3.事務所變更后行業集中度情況

借鑒文獻 [37]，本文采用赫芬達爾-赫希曼指數（Herfindahl-Hirschman Index，HHI） 度量事務所行業集中度，檢驗融資約束是否對事務所行業集中度具有影響。采用融資約束與事務所變更年份ACCPER的交乘項來度量，其中變更年份為虛擬變量，如果當年發生變更，當年及以后年度為1，否則為0。從表10中可以看出，KZ1與KZ2系數顯著為負，說明融資約束降低了事務所行業集中度，同時KZ1×ACCPER與KZ2×ACCPER的系數顯著表明事務所變更前后，行業集中度顯著下降。這進一步表明，會計師事務所行業集中化程度減弱，其原因可能在于客戶無法取得清潔意見而放棄契約關系的維持，改變原事務所以獲取更好的審計意見。

4.事務所變更后客戶財務情況

借鑒文獻[60]，采用Altman Z度量客戶的財務情況，Z值越大表明企業的財務狀況越好。表11中融資約束與事務所變更年份ACCPER的交乘項KZ1×ACCPER和KZ2×ACCPER均顯著為正，說明事務所變更會改善客戶融資約束對財務狀況的影響，事務所變更后，財務狀況較之前有所改善。

表8 融資約束與審計意見購買的回歸結果

表9 事務所變更與融資約束變化回歸結果

表10 行業集中度的回歸結果

表11 客戶財務情況的回歸結果

5.事務所變更與融資成本

客戶更換事務所后獲得清潔審計意見，進而獲得貸款，那么，客戶是否進一步獲得了低成本的貸款，即融資成本是否降低了呢？融資成本INTCOSTi，t采用年度利息支出與期末總負債進行度量[61]。事務所變更與融資成本并非具有顯著的相關關系 （如表12所示），說明事務所變更并沒有帶來融資成本的顯著變化，即事務所變更的動機并非為了降低融資成本，更可能是為了融資。

6.事務所變更與投資效率

借鑒文獻[62]，本文測度了事務所變更對投資效率[63-64]的影響，結果表明：事務所變更并沒有帶來顯著的 過 度 投 資 （Over_INVi，t） 和 投 資 不 足 （Under_INVi，t）的增長（表13第2列和第3列），而當客戶的審計意見獲得改善后，過度投資和投資效率同樣也沒有顯著提高（表13第4列和第5列）。這進一步表明了客戶獲得有利審計意見后，融來的資金并沒有得到有效利用，其投資效率并沒有得到提升，可見，有利的審計意見并沒有帶來企業資源配置的優化，企業的管理水平并沒有得到提升，事務所清潔意見未能發揮公司治理作用，更進一步證明，客戶為了融資而購買了清潔的審計意見。

7.調節作用分析

產權性質不同，融資難度不同。陸正飛等[65]探討了產權性質與過度負債之間的關系。劉笑霞等[66]認為產權性質在某種程度上緩解了稅收激進度對事務所變更的影響。我們進一步探索產權性質在融資約束對事務所變更的影響中所起的作用。由表14第2列和第3列可以看出，交乘項Violationsi，t×KZ1 和 Violationsi，t×KZ2 的系數顯著為負，說明產權性質緩解了融資約束對事務所變更的正向作用。究其原因，在政府的隱形擔保下，國有企業在債務融資方面更具便利，“財務危機成本假說”認為，當國有企業面臨財務危機時，更有可能獲得財政資金支持，因此可能利用債務進行過度融資。

審計延遲反映了審計的努力程度。李明輝[56]110指出審計延遲和盈余管理在社會信任對事務所變更的作用中發揮了橋梁作用。在回歸方程中引入審計延遲ln ARLi，t以及審計延遲和融資約束的交乘項ln ARLi，t×KZ1、ln ARLi，t×KZ2來檢驗審計延遲的調節作用。表10第4列和第5列的結果表明，交乘項系數為顯著為負，說明審計延遲在融資約束對事務所變更的影響中起到負向作用。因為審計的努力程度會改善其變更的概率和頻率，因此當外因融資約束加速事務所變更發生的同時，審計努力會延緩這一過程的發生。

黃微平[67]研究了年報違規上市公司的會計師事務所及注冊會計師變更、其結果表明事務所變更以違規預謀為主，受不清潔審計意見和處罰影響而發生的事務所變更主要集中在違規之后。我們探究事務所違規在融資約束對事務所變更的影響中所起的作用。在引入交乘項后，從第6列和第7列的回歸結果可以看出，交乘項的系數在10%的水平上顯著，但Violationsi，t×KZ2的系數不顯著，因此事務所違規的調節作用不成立。

表12 事務所變更與融資成本的回歸結果

表13 事務所變更與投資效率的回歸結果

表14 調節作用的回歸結果

五、穩健性檢驗

（一）內生性檢驗

根據研究假設，融資約束會對事務所變更產生影響，但事務所變更引起融資約束的可能性很小，因此反向因果產生的內生性問題可能性不大。另外，雖然研究已經盡可能地控制了影響事務所變更的主要因素，但仍不可避免遺漏變量和測量誤差問題。因此，采用工具變量二階段回歸方法來緩解由上述原因導致的內生性問題。借鑒呂越等[68]，本文選取融資約束的滯后一期（LKZ1、LKZ2）和融資約束的滯后兩期（2LKZ1、2LZK2）作為工具變量，過度識別檢驗和弱工具變量檢驗結果表明，選擇滯后變量作為工具變量是合適的。從表15中可以看出，二階段回歸結果顯示，KZ1和KZ2分別與 Switchi，t+1在5%和1%的水平上呈顯著正向關系。

表15 工具變量二階段回歸結果

（二）其他穩健性檢驗

1.替代解釋變量

姜付秀等[69]運用規?！挲g（Size Age，SA）指數度量融資約束程度。構建方程SA=-0737×SIZEi，t+0.043×SIZEii，t2-0.04×AGEi，t， 控制變量包括：SIZEi，t為期末總資產的自然對數；AGEi，t為企業的成立年限。為了緩解內生性問題，本文將控制變量SIZEi，t替換為期末總市值的自然對數INVALUEi，t來度量[52]155。SA指數的大小反映融資約束的程度，指數越小，融資約束程度越大。表16列示了用SA替代解釋變量KZ1和KZ2的回歸結果，可以看到SA在5%的水平上顯著為正，與前述結論一致。

2.剔除央企樣本

2004年《中央企業財務決斷審計工作規則》指出，同一會計師事務所承辦企業年度財務決算審計業務不超過五年。但是上市公司數據表明，一些中央型企業并未嚴格執行五年輪換的規定，因此剔除央企樣本再次進行回歸，以避免由強制變更帶來的影響[56]110[70]。從表17列示的回歸結果可以看出，結論依然成立。

3.排除換“所”不換“師”樣本

簽字注冊會計師帶走客戶會導致事務所發生變更[71]，為了排除這類換“所”不換“師”可能給研究帶來的偏誤，本文排除這類樣本重新進行回歸，整理數據發現，在2015—2018年中共有44個樣本出現了此種情況，刪除這些樣本后重新對5 709個樣本進行回歸，如表18所示，結果不變。

4.自變量滯后一期

為控制可能的內生性問題，所有自變量采取滯后一期數據重新回歸。事務所變更通常發生于接近年報審計期間，所以因變量Switchi，t使用當期數據，結論依然穩健，如表19所示。

5.控制變量采用變化值

為控制相關因素對 Switchi，t+1的影響，本文對 Levi，t、ROAi，t、SIZEi，t采用與上期對比的變化值作為控制變量進行回歸，表20列示了穩健性檢驗結果，結論依然成立。

6.增加虛擬變量

審計作為第三方鑒證，對企業而言，如果其能以低價取得服務，很有可能會采取變更事務所的策略。為此，在模型中加入虛擬變量Feedown。當上期審計收費大于本期時，Feedown取1，否則取0。表21的回歸結果表明，融資約束依然與事務所變更呈顯著的正相關。

表16 代理變量的回歸結果

表17 剔除央企的穩健性檢驗

表18 排除換“所”不換“師”樣本的穩定性檢驗

表19 自變量滯后一期的穩健性檢驗

表20 控制變量采用變化值的穩健性檢驗

表21 增加虛擬變量的穩健性檢驗

六、結論

本文通過采集2015—2018年上市公司年度數據，從兩種構建融資指數的方法出發，研究了融資約束與事務所變更的相關關系。實證結果表明，融資約束的程度越高，事務所發生變更的可能性也越大，事務所變更更有可能從高聲譽變更到低聲譽，并獲得了更清潔的審計意見。為了探究作用機制，從聲譽、客戶和事務所三個角度進行了檢驗。而事務所變更后，事務所的行業集中度減弱，客戶的財務狀況有所改善，融資成本沒有提升，客戶獲得了切實利益；當客戶的審計意見獲得改善后，投資效率也沒有得到提升。另外研究發現產權性質和審計延遲調節了融資約束對事務所變更的影響?？朔藘壬詥栴}后，文章結論依然成立。

結合上述結論，本文獲得如下啟示和建議：（1）基于融資約束對事務所變更和審計契約穩定性的影響，緩解融資約束不僅對于公司正常運營意義重大，對于穩定審計市場的有效運行也具有現實意義；（2）事務所變更所涵蓋和釋放的信息被投資者和監管機構所關注，執行事務所變更信息的披露有利于完善資本市場、降低信息不對稱；（3）會計師事務所在簽訂業務約定書之前，應全面評估客戶的內外部融資情況，審慎地做出接受或者退出業務的決策。