商譽減值、盈余管理與審計投入

摘要：基于資本市場頻頻出現高溢價并購現象及屢屢爆出審計失敗案例的背景下，本文選取2010～2019年的A股上市公司作為樣本，實證分析了上市公司商譽減值行為對審計師審計投入的影響，并進一步監(jiān)測加入盈余管理后的調節(jié)效應。研究發(fā)現：審計師的審計投入與上市公司是否發(fā)生商譽減值以及計提商譽減值的比例呈現正相關關系。當上市公司出于盈余管理動機計提商譽減值時，審計師對盈余管理的關注會降低對商譽減值的審計投入。傳統(tǒng)文獻多基于企業(yè)視角進行商譽減值動機和經濟后果的研究，而本文從審計師的角度展開商譽減值和審計師審計投入的關系研究，進而得出政策啟示。以期為審計師在執(zhí)業(yè)過程中恰當應對商譽減值、降低審計風險提供借鑒。此外，本文的發(fā)現也豐富了商譽減值的研究文獻。

關鍵詞：商譽減值;盈余管理;審計投入

中圖分類號：F239? ? ? 文獻標志碼：A? ? ? 文章編號：1008-4657（2021）06-0017-10

引言

隨著我國經濟的發(fā)展和全球化的推進，龐大的國內市場和日益增加的海外并購機會使我國企業(yè)并購活動日益增多，并購后的商譽及其減值問題日益突出。根據國泰安數據庫顯示，我國的商譽減值額在2014年僅14.52億元，而在2018年，卻達到了1? 466.01億元。與此同時，我國商譽減值額的增長率在2018年更是高達300%，巨額商譽減值儼然已經成為A股市場不可忽視的問題。巨額商譽減值背后可能存在利潤操縱，給企業(yè)發(fā)展帶來巨大風險。

關于商譽減值問題的研究，傳統(tǒng)觀點主要集中在計提商譽減值的動機和商譽減值的經濟后果方面。盈余管理動機是企業(yè)計提商譽減值的重要因素之一，具體表現為，如果企業(yè)前期經營成果比較差，則企業(yè)就會利用商譽減值進行利潤操縱，在下期計提更多的商譽減值[ 1 ]，商譽減值的金額與盈余管理程度之間存在顯著的正向關系。商譽減值計提數額與企業(yè)未來的盈利能力呈現反向相關關系，如果企業(yè)未來盈利能力較好，則企業(yè)計提商譽減值的金額就較小[ 2 ]。然而，Rubio等[ 3 ]在分析了幾十家西班牙的上市公司后卻得出了不同的結論，并認為經營業(yè)績越好的上市公司計提的商譽減值金額反而越大。另外，對于商譽減值的經濟后果，一些學者認為，計提商譽減值也是企業(yè)管理層對市場環(huán)境變化的反應，商譽減值和企業(yè)績效之間存在反向關系[ 4 ]，商譽減值的經濟后果與上市公司股價呈顯著負相關關系[ 5 ]，商譽減值也會使得公司面臨更高的融資約束[ 6 ]。

縱觀這些文獻，可以發(fā)現其研究的重點依然是從企業(yè)的視角出發(fā)，以此開展一系列的商譽減值探討。即便有一些學者從審計師的角度去討論了商譽減值對審計師行為的影響，但也主要集中在審計收費[ 7-8 ]和審計意見[ 9-10 ]兩個方面。鮮有從審計師的角度去思考商譽減值對審計投入的影響。

在全球經濟一體化、經濟環(huán)境復雜、企業(yè)競爭壓力大的背景下，審計師的獨立審計活動也面臨著日益復雜的環(huán)境。尤其是對于本身就較為復雜的商譽減值審計。2008～2019年，證監(jiān)會及其下屬的各地方監(jiān)管部門發(fā)布的行政處罰書涵蓋事務所多達四十多家，涵蓋執(zhí)業(yè)注冊會計師一百三十多人。如果審計師的審計投入水平不夠、審計程序和風險應對水平不恰當，不僅會增加審計失敗的風險，也會降低審計質量。而審計質量的高低不僅會影響資本市場的健康運行，甚至會影響我國經濟社會的健康運行，因為失真的財務數據不僅會干擾投資者的投資決策，也會干擾企業(yè)所有者的經營決策，錯誤的經濟決策必然帶來經濟損失、擾亂有序的投資環(huán)境。

鑒于此，本文把研究的視角轉向審計師行業(yè)，探究上市公司商譽減值行為對審計師審計投入的影響，同時，進一步監(jiān)測加入盈余管理后的調節(jié)效應。

根據“深口袋”理論，無論審計師工作是否失當，當財務報告使用者遭受損失時，其都有發(fā)起訴訟、索取賠償的權利。審計師為了避免遭受此類法律風險，會根據風險管理策略，從質和量方面增加審計投入以降低審計風險，尤其是面對較為復雜的商譽減值審計的情況[ 11 ]。

但在有限注意力理論下，當審計師面臨的情況越多、越復雜時，審計的質量也就會下降[ 12 ]，因此，當上市公司出于盈余管理動機計提商譽減值時，審計師可能就會降低對商譽減值的關注和風險應對水平。

1? ? ? ?理論分析和研究假設

根據審計風險模型：審計風險 = 重大錯報風險 × 檢查風險可知，被審計單位的重大錯報風險對審計風險有著重要影響。多數的經營風險都會產生財務后果，增加重大錯報的可能性，被審計單位的經營風險是導致審計師審計風險增加的重要因素之一[ 13 ]。比如在中注協的數次年報檢查中，多次提到被審計單位的業(yè)績壓力會增加審計風險。高溢價并購形成的商譽減值以及后續(xù)的商譽減值都是依賴于企業(yè)財務人員的職業(yè)估計，其本身就具有很大的自由裁量權。高額的并購商譽不僅會增加信息的不對稱，還會降低會計信息的可靠性和真實性，從而增加審計師的審計風險。

審計風險的增加可能帶來審計失敗，一旦出現審計失敗，會計師事務所和審計師在資本市場的聲譽不僅會受到影響，“深口袋”理論下，還有可能遭受集體訴訟、行政調查和行政處罰[ 13 ]。所以，被審計單位發(fā)生商譽減值會增加審計師的審計風險，審計師會出于種種動機，提高對商譽減值的關注，增加審計投入，提升風險應對水平。而且，被審計單位商譽減值規(guī)模越大，審計師的關注度會越高，風險應對水平越高，審計投入也越多?；诖耍疚奶岢黾僭O1和假設2：

假設1：當上市公司發(fā)生商譽減值時，審計師會增加審計投入，提高風險應對水平。

假設2：計提商譽減值規(guī)模更大的企業(yè)，審計師的審計投入也越多，風險應對水平也越高。

盈余管理發(fā)生于大多數企業(yè)當中，只是存在盈余管理程度的區(qū)別[ 14 ]。盈余管理影響企業(yè)業(yè)績和企業(yè)價值，進一步加大企業(yè)經營風險[15]。經營風險的增加會導致被審計單位重大錯報風險的增加，從而進一步增加審計師的審計風險。此外，盈余管理引起的會計信息質量下降，會增加審計師的審計難度和實施審計程序的工作量，也會增加審計師的審計風險。審計師會出于自身聲譽、法律責任等動機，給予盈余管理關注。但是，根據有限注意力理論，因為審計師的注意力和精力是有限的，當其同時面對多項復雜、有難度的情況時，往往會表現出應接不暇。也即當上市公司出于盈余管理動機計提商譽減值時，還可能有其他更為復雜的因素需要關注，這個時候審計師可能就會降低對商譽減值的關注和風險應對水平。因此，盈余管理會分散審計師對商譽減值的關注，二者存在一定的替代效應?；诖?，本文提出假設3：當上市公司出于盈余管理動機計提商譽減值時，審計師對盈余管理的關注會降低對商譽減值的審計投入。

2? ? ? ? ?研究設計

2.1? ? ? ? ?樣本與數據來源

本文以我國A股上市公司2010～2019年共10年的數據為研究對象進行實證分析，樣本數據來源于國泰安CSMAR數據庫和萬德Wind數據庫，并參考李明輝等[ 11 ]的研究，對樣本數據進行如下處理：剔除缺失樣本數據，剔除金融和保險公司，剔除st和*st公司。為了減少離群值對文章結論的影響，參考李明輝等[ 11 ]的研究，本文對各連續(xù)性變量進行上下1%的縮尾處理。本文采用的實證分析工具是Stata14.0軟件，并使用excel對數據進行初步處理，且所有數據均保留小數點后三位。

2.2? ? ? ? 基本模型設定

本文主要研究商譽減值對審計師審計投入水平的影響以及盈余管理對商譽減值與審計師審計投入水平關系的調節(jié)效應，為了檢驗各假設，本文構建了以下實證模型：

2.3? ? ? ? 主要變量界定

被解釋變量。參考楊英[ 16 ]的研究，審計投入水平（Lnarl）取審計工時的自然對數。

解釋變量。參考曹曦子[ 17 ]和盧煜等[ 18 ]的研究，商譽減值分為是否發(fā)生減值（Gwill）和商譽減值的規(guī)模（Gwia），是否發(fā)生減值為虛擬變量，如果企業(yè)當年發(fā)生商譽減值，則取值為1，否則取值為0。商譽減值規(guī)模為連續(xù)變量，用商譽減值金額的對數來衡量。

調節(jié)變量。參考陸建橋[ 19 ]的研究，盈余管理程度（Da）采用修正的無形資產瓊斯模型計算出的應計盈余操控的絕對值來衡量。變量名及其釋義如表1所示。

3? ?實證結果及分析

3.1? ?主要變量的描述分析

表2匯報了模型變量的描述性統(tǒng)計量，包括樣本觀測值、平均數、標準差、最大值和最小值。

由表2可知，在所有樣本企業(yè)中，審計投入（Lnarl）的平均值約為4.54，最小值約為2.49，最大值約為6.73，說明審計師對不同企業(yè)之間的審計投入差異較大。是否發(fā)生商譽減值（Gwill）的平均值約為0.13，標準差約為0.33，表明在樣本企業(yè)中，發(fā)生商譽減值的企業(yè)占比約為13%。商譽減值規(guī)模（Gwia）的最大值約為22.44，標準差約為5.54，說明企業(yè)之間商譽減值規(guī)模變動較大。盈余管理程度（Da）平均值約為0.08，標準差為0.14，表明在樣本企業(yè)中有約8%的盈余管理程度。企業(yè)規(guī)模（Size）的最大值是28.64，最小值是15.58，標準差約為1.32，從樣本來看，企業(yè)規(guī)模浮動較大，符合實際情況，表明樣本選擇較為合理。資產負債率（Leverage）最大值約為2.53，最小值約為0.01，說明企業(yè)之間的負債水平存在較大差異，甚至有的上市公司存在資不抵債的情況。

此外，表2同時報告了發(fā)生商譽減值的樣本企業(yè)和未發(fā)生商譽減值的樣本企業(yè)之間的均值差異檢驗結果（第（6）列、第（7列）和第（8）列），結果顯示兩組樣本存在顯著差異。在審計師的審計投入方面，減值組企業(yè)顯著高于未減值組企業(yè)。初步分析上市公司是否發(fā)生商譽減值對審計師的審計投入具有顯著的正向影響。在其他的變量中，均值差異檢驗也都顯著，由此說明本文變量的選擇是合理的。

3.2? ?相關性分析

表3是對主要變量進行pearson相關性檢驗的結果。

根據表3檢驗結果可以看出，自變量是否發(fā)生商譽減值（Gwill）及減值規(guī)模（Gwia）與因變量審計投入（Lnarl）在1%水平上顯著正相關。可以初步判斷符合假設1的預期。是否發(fā)生商譽減值（Gwill）與減值規(guī)模（Gwia）在1%水平上顯著，且相關系數為99.1%，說明二者具有較強的一致性，與預期相符。盈余管理程度（Da）與因變量審計投入（Lnarl）不具有顯著性。是否發(fā)生商譽減值（Gwill）及減值規(guī)模（Gwia）與盈余管理程度（Da）的相關系數均為正且分別在1%和5%水平上顯著。也說明了當企業(yè)發(fā)生商譽減值的時候往往伴隨著盈余管理的動機。根據檢驗結果可知，大部分的變量同因變量審計投入（Lnarl）存在1%水平上的顯著相關性。另外，為了檢驗各變量之間是否存在多重共線性問題，本文進行了多重共線性檢驗，得到的分變量VIF值均小于3，VIF均值約為1.50，所以不存在嚴重的多重共線性問題。

3.3? ?回歸結果與分析

為有效識別出上市公司是否發(fā)生商譽減值以及出于盈余管理動機發(fā)生商譽減值對審計師審計投入的影響，本文進行了回歸分析，報告的回歸結果如表4所示。

是否發(fā)生商譽減值對審計投入的影響方面，如表4模型1回歸估計結果所示，在控制了行業(yè)和年份變量后，是否發(fā)生減值（Gwill）的回歸系數為0.025，且在1%水平上顯著，表明每多一家上市公司發(fā)生商譽減值會使審計師審計投入平均增加2.5%。

另外，如表4模型2回歸估計結果所示，商譽減值規(guī)模（Gwia）的回歸系數為0.002，且在1%水平上顯著，這說明上市公司每增加10個單位的商譽減值規(guī)模，審計師就會增加2%的審計投入。即當上市公司發(fā)生商譽減值的時候，或當上市公司商譽減值規(guī)模越大的時候，審計師就會投入更大的努力去應對風險，驗證了假設1和假設2。原因在于，上市公司對商譽減值存在較大的自由裁量權且商譽減值對上市公司的利潤有著重要影響，若上市公司大額計提商譽減值就會導致財務報表重大錯報風險的增加，進而提高審計風險?；凇吧羁诖崩碚?，審計師就會投入更大的努力獲取充分適當的審計證據。加之商譽減值測試的復雜性，這都要求審計師投入更多的努力執(zhí)行審計工作。在控制變量方面，比如企業(yè)規(guī)模（Size）、應收賬款占比（Recei）對審計投入的影響均顯著為正，意味著企業(yè)規(guī)模越大、應收賬款占總資產的比例越大，審計師的審計投入就會越多。而產權性質（Soe）、資產負債率（Leverage）、總資產報酬率（Roa）、是否“國際四大”審計（Big4）的系數顯著為負，說明如果上市公司性質是國有企業(yè)、資產負債率越低、總資產報酬率越低、“國際四大”作為審計單位，審計師的審計投入就越少。

對商譽減值的審計投入受盈余管理的影響方面。為了驗證盈余管理程度是否會降低審計師對商譽減值的審計投入，在表4的模型3中引入盈余管理程度（Da）與是否發(fā)生減值（Gwill）的交互項（GwillDa），在模型4中引入盈余管理程度（Da）與減值規(guī)模（Gwia）的交互項（GwiaDa）。如表4模型3和模型4回歸估計結果所示，模型3中交互項GwillDa的系數在5%水平上顯著為負，模型4中交互項GwiaDa的系數在1%水平上顯著為負，且交互項GwillDa和GwiaDa的系數均大于Gwill和Gwia本身。說明盈余管理負向調節(jié)審計師對商譽減值的審計投入，即當上市公司出于盈余管理動機計提商譽減值時，審計師對盈余管理的關注會降低對商譽減值的審計投入。驗證了假設3。這是因為，當上市公司存在盈余管理動機時，往往還有除商譽減值之外的其他風險會引起審計師的關注，但根據有限注意力理論，審計師的注意力就會被分散到盈余管理的其他方面上去，從而會降低對商譽減值的關注度。

3.4? ?穩(wěn)健性檢驗

穩(wěn)健性檢驗是確保實證結果可靠、穩(wěn)健的不可或缺的程序。在樣本選擇過程中，可能存在樣本選擇性偏差，從而引起內生性問題。故本文根據企業(yè)是否發(fā)生商譽減值，采取傾向性得分匹配方法（PSM）估計是否發(fā)生商譽減值對審計師審計投入的“處理效應”。在進行傾向性得分匹配回歸估計之前，進行了平衡性檢驗，如表5所示。

從表5平衡性檢驗的結果來看，所有協變量在匹配之后的標準化偏差均小于10%，而且較匹配之前有較大幅度的下降。另外，所有協變量在匹配之后的t檢驗均不顯著，表明t檢驗的結果不拒絕處理組和控制組無系統(tǒng)差異的原假設，故所有協變量均通過平衡性檢驗。這也表明通過傾向性得分匹配后，發(fā)生商譽減值的企業(yè)和未發(fā)生商譽減值的企業(yè)的特征差異將會得到較大程度的消除，進行傾向性得分匹配僅減少了少量樣本。

發(fā)生商譽減值與否對審計投入的傾向性得分匹配估計結果如表6所示。

表6模型1～模型4分別采用一對一匹配、鄰近匹配、局部線性回歸匹配和卡尺匹配方法后報告的上市公司是否發(fā)生商譽對審計師審計投入的報告結果，其中，ATT顯示的是考慮了整個樣本的平均處理效應;ATU顯示的是沒有發(fā)生商譽減值的企業(yè)的平均處理效應;ATE顯示的是發(fā)生商譽減值的企業(yè)的平均處理效應。

根據表6可以看出，所有匹配結果都是顯著為正，說明上市公司發(fā)生商譽減值會促使審計師增加審計投入。傾向性得分匹配估計的結果與基準模型比較接近，驗證了假設1。

另外，為了驗證假設3，用Da、Size等變量對Gwill進行Logit回歸，計算Gwill匹配分值，再根據分值對樣本進行核匹配，最后對GwillDa、GwiaDa回歸檢驗，結果如表7所示。

從表7可以看出，Gwill、Gwia系數均為正，且顯著性水平為1%，交互項GwillDa、GwiaDa在5%水平上顯著為負。說明了盈余管理程度對于審計師對商譽減值的審計投入具有反向調節(jié)作用，即當上市公司出于盈余管理的動機計提商譽減值時，審計師對盈余管理的關注會降低對商譽減值的審計投入，進一步驗證了假設3。此外，本文還采用固定效應方法對假設進行檢驗，其結果也驗證了相關的假設。

4? ?研究結論與政策啟示

4.1? ?研究結論

本文實證研究了上市公司的商譽減值行為對審計師審計投入的影響，并進一步探究了加入被審計單位盈余管理后的調節(jié)效應。結果發(fā)現，當上市公司發(fā)生商譽減值時，審計師會增加審計投入，提高對商譽減值審計的風險應對水平。這說明審計師認為上市公司計提商譽減值往往意味著財務報表重大錯報風險的提高，因而需要加大審計投入，以提高風險應對水平、降低審計風險。進一步檢驗發(fā)現，盈余管理會負向調節(jié)審計師對商譽減值的審計投入。當上市公司出于盈余管理動機計提商譽減值時，審計師對盈余管理的關注會降低對商譽減值的審計投入，從而降低對商譽減值的審計風險應對水平，但商譽減值所帶來的風險仍然存在，審計師仍需要審慎處理商譽減值帶來的審計風險上升的問題，此時合理分配精力、恰當平衡盈余管理和商譽減值的審計投入水平就成為關鍵。上述結論根據穩(wěn)健性檢驗結果顯示依然成立。

4.2? ?政策啟示

資本市場的健康發(fā)展是我國經濟發(fā)展的重要目標，這就意味著審計作為“經濟警察”的角色也越來越重要。但是，審計行業(yè)不斷涌現地審計失敗案例，卻進一步挫傷了公眾對審計工作的信任。減少審計失敗案例的發(fā)生，不僅是審計師行業(yè)和審計師的目標，也成了社會的期望。

因此，本文在研究結論的基礎上得出如下啟示：一是審計師應根據審計準則的要求，了解被審計單位及其環(huán)境并實施風險評估程序，識別評估重大錯報風險。對因相關類別的交易、賬戶余額或披露的具體特征而可能導致重大錯報風險的，應當實施相關的實質性程序，增加審計投入，提高風險應對水平。二是當被審計單位同時存在商譽減值和盈余管理動機的復雜情況時，審計師應當保持高度的職業(yè)懷疑，審慎處理二者關系，在二者之間合理分配精力;審計單位應指派更富有經驗的審計師和更多的審計人員參與進來，增加審計投入，提高風險應對水平，保證審計質量。三是被審計單位也應當嚴格遵循會計準則關于商譽減值的要求，如實反映商譽減值，否則，審計師將會提高審計投入，增加審計收費，長遠來看，也會損害公司長遠利益。

4.3? ?研究不足與展望

李明輝等[ 11 ]學者認為上市公司商譽減值程度與審計師的努力程度二者之間存在正相關關系，與本文研究的結論基本一致。此外，本文的不足之處在于，本文未涉及隱蔽性較強的真實盈余管理和歸類變更盈余管理在商譽減值和審計投入之間的作用機制。其次，在商譽減值與審計師審計投入的影響機制中可能還存在其他的影響機制，如公司治理和企業(yè)高管任期等，這些都有待進一步深入研究。

注釋：

①限于篇幅，文章只展示了主要變量的相關性檢驗結果，未展示的部分中，除盈余管理程度（Da）與管理層持股（Mhold）不顯著和是否虧損（Loss）與應收比（Recei）、存貨比（Lnveni）不顯著外，其他各變量之間都存在顯著的相關性。

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[責任編輯：許立群]

收稿日期：2021-09-10

基金項目：皖西學院校級人文社科青年項目（WXSK202021）

作者簡介：周克明（1990-），男，安徽霍邱人，皖西學院助教，碩士，中國注冊會計師。主要研究方向：資本市場與公司理財、公司治理與審計。