(二)检验模型。根据前面讨论，我们设计如下研究模型 (模型A):
ACt=α β1Opt-1 β2AARt-1 β3AINVt-1 β4NCRt-1 β5ZZCt-1 ξ
为了防止主要解释变量与其他控制变量之间出现自相关问题，特对其他自变量与审计意见类型变量的关系做回归检验。模型如下 (模型B):
OPt-1=α β1AARt-1 β2AINVt-1 β3NCRt-1 β4ZZCt-1 ξ
五、研究结果
(一)描述性统计。表一显示，"抉生会计师事务所变更的公司 (样本组)中，“不清洁”审计意见比例、应收帐款、存货项目的盈余管理均高于控制样本，用非核心收益率代表的盈余管理则低于控制样本。两组的资产规模大致相当。
(二)研究结果。将样本组和控制组的全部公司合在一起，组成一个样本进行回归检验。表二列示了采用逻辑(Logistic)回归方法对会计师事务所变更影响因素进行分析的结果。该表显示，会计师事务所变更变量与审计意见类型变量正相关，审计意见类型变量的回归系数为1.1931，且在5%的水平上显著。就是说，如果注册会计师在前一个年度出具了“不清洁”审计意见，公司在随后的年度就越有可能更换会计师事务所。这与我们的假设是一致的。
应收帐款和存货等两大应计项目也与会计师事务所变更则正相关，但没有通过统计显著性检验。非核心收益的规模的系数与预期的符号相反。原因可能在于，从1997年开始，上市公司大面积实施资产重组。结果，上市公司主营业务不
表一 描述性统计表
组别
变量 样本组（N=34） 控制组（N=34）
平均数 中位数 平均数 中位数
“不清洁”审计意见比例 0.4118 0.0000 0.2059 0.0000
应收帐款变化率 0.5250 0.0852 0.3670 0.0648
存款变化率 0.0153 -0.0052 -0.0428 -0.0009
非核心收益率 0.0419 0.0101 0.0598 0.0514
总资产规模（亿元） 2.3046 2.3134 2.2739 2.3662
突出的问题特别明显。这引起了证券监管部门的高度关注，监管部门随即就主营业务变更、债务重组、补贴收入、股权投资等问题做出规定。随着这些规定的出台，1998年以后的非核心收益大幅下降。问题在于，被出具 “不清洁”审计意见的公司在此之前的主营业务可能更不突出，或者说非核心收益所占比重更大，在各种新的治理政策出台后，收到 “不清洁”审计意见的公司的非核心收益的下降幅度可能更高，导致实证检验的结果与预期符号相反的现象。也就是说，盈余管理所产生的风险因素所导致会计师事务所变更的竞争性假设没有被证明
表二 会计师事务所变更影响因素分析(采用逻辑斯蒂回归)
模型A
自变量 预期符号 系数 P值
截距 ? -0.0694 0.9310
审计意见类型 1.1931 0.0486
盈余管理变量
应收帐款项目的应计利润 0.4019 0.1636
存款项目的应计利润 0.8651 0.2065
非核心收益率 -3.6757 0.2266
资产规模 - -0.1130 0.7379
N
P-value 68
0.2481
注：**：在5%水平上统计显著
注：模型A主要解释被解释变量一一后期的会计师事务所变更是否与前一期的“不清洁”审计意见和盈余管理变量等因素有关。
会计师事务所变更与资产规模呈负相关关系，尽管与预计的符号一致，但是在统计上并不显著。
此外，我们也检验了审计意见类型变量与三个盈余管理变量及资产规模变量的相关关系 (表三)。结果显示，给定的盈余管理变量及资产规模变量与审计意见类型变量不存在显著的相关关系。这个结果的解释意义在于，注册会计师没有针对盈余管理问题出具非标准无保留审计意见。它同样表明注册会计师对盈余管理的风险考虑不足。