异常审计费用与商誉审计稳健性

金献坤，徐莉萍，辛 宇

(中山大学 管理学院,广东 广州 510275)

一、引言

伴随着并购热潮，我国A股上市公司的商誉规模急速膨胀，从2008年的532亿元，增长至2018年的13076亿元[1]。如此规模庞大的商誉资产，其后续的会计处理问题受到了社会各界的重视。现行会计准则采用年度减值测试法对商誉进行后续计量。然而，在减值测试法下，公司在商誉减值与否的判断上具有较大的自由裁量权[2-4]。众多研究发现，公司为了营造其盈利能力较强的“假象”，有动机利用减值测试的弹性空间，规避确认商誉减值[2-4]。这种隐藏坏消息的短期行为，不仅加剧了公司的股价崩盘风险[5-6]，还会误导利益相关者的决策，具有长期的负面影响，是资本市场上的风险隐患，急需有关部门加强对商誉减值的监管。为此，证监会在2018年11月发布了《会计监管风险提示第8号——商誉减值》，财政部在2019年3月发布了《财政部监督检查局关于进一步加强商誉减值监管的通知》，就商誉减值事项的会计监管风险进行提示，并就加强审计监管工作进行部署安排。这些监管文件强调“督促会计师事务所增强风险意识，强化质量控制，有效识别和稳妥化解商誉风险”，明确了会计师事务所在加强商誉减值监管中的作用以及重要性。然而，现有文献对审计师如何审计商誉减值事项及其审计结果的认知较为有限，基于中国情境的研究更加少见，难以为相关的监管实践提供经验证据。

本文从审计师稳健性(Auditor Conservatism)的视角解析审计师对商誉减值事项的审计结果。根据Scott、Kim等、Lu和Sapra等经典审计文献，审计师稳健性是指出于对潜在诉讼风险的担忧，审计师在审计过程中具有对会计稳健性原则的追求，这将使其更加偏好不高估资产和收益的会计政策，更为有力地督促公司及时、充分地确认“坏消息”[7-9]。具体到商誉减值事项的审计中，审计师稳健性表现为当公司商誉发生减值时，审计师要求公司在会计上及时、充分地确认商誉减值的倾向。这种倾向最终导致审计师对商誉减值事项的审计结果更加符合会计稳健性的要求，本文将此称为商誉审计稳健性。可见，稳健的审计决策能够有效地抑制公司规避商誉减值的行为，起到提高公司商誉信息透明度的效果，进而有助于监管部门对公司的商誉减值风险进行管控。

显然，商誉减值测试是一个复杂的会计估计程序。只有在审计师投入足够的审计资源时，其才能够识别并抑制公司对商誉减值测试的操纵，得到稳健的审计结果。而审计资源的投入是以充足的审计费用为前提的。因此，本文从审计行为的经济动因出发，研究异常审计费用对商誉审计稳健性的影响，以期为商誉减值监管提供政策启示。然而，现有文献对异常审计费用的理论解释仍未统一[10]。不同理论下，异常审计费用对商誉审计稳健性的影响可能截然相反。审计费用的“成本观”认为，异常审计费用是审计成本的体现[11-14]。那么，随着异常审计费用的增加，会计师事务所将拥有充足的资源投入到商誉减值事项的审计中，这能够帮助审计师识别并抑制公司的减值规避行为，进而提供稳健的审计结果。在审计费用的“租金观”下，异常审计费用代表了一种经济租金[15]。过高的审计费用表明审计师对其客户存在较高的经济依赖，这会导致其独立性下降[16-20]。为了维护客户关系与获取未来准租金，审计师可能向公司妥协，允许其采用激进的会计政策来规避商誉减值，即审计师稳健性下降。

为了验证异常审计费用到底是提高还是降低审计师在商誉审计中的稳健性，本文以2008—2018我国A股上市公司为样本进行实证分析。研究发现，异常审计费用的增加带来了商誉审计稳健性的增加，支持了审计费用的“成本观”。在区分异常审计费用的方向后，上述实证结果在异常审计费用为正时更为明显，而当异常审计费用为负时则较弱，表明异常审计费用对商誉审计稳健性的影响是非线性的。进一步研究发现，当审计师来自于非“四大”、无行业专长的会计师事务所时，异常审计费用的影响更加明显，从而排除了审计师议价能力的替代性解释。机制分析的结果表明，异常审计费用的增加可以抑制公司的盈余管理活动，使其难以通过调增盈余来构造商誉不存在减值的“假象”，进而降低其减值规避的可能，这进一步验证了审计费用的“成本观”。另外，本文还发现正常审计费用对商誉审计稳健性也存在正向影响，审计费用整体上与商誉审计稳健性显著正相关。

本文的研究贡献主要体现在两个方面：第一，本文从审计师稳健性的视角对中国情境下商誉审计决策的影响因素展开研究。现有商誉审计文献主要采用美国、法国等发达国家数据或者实验数据，考察审计师轮换、被审计单位CFO是否为会计师事务所前雇员、联合审计的组合构成、审计工作动力以及非审计服务费用等因素对商誉审计的影响[21-25]，尚未对审计费用这一既可能影响审计师胜任能力也可能影响审计独立性的重要因素进行系统性研究。本文的研究表明，较高的审计收费可以为商誉减值事项的审计投入提供有效的资金保障，帮助审计师克服在商誉审计中所面临的技术难题，提高审计决策的稳健性。

第二，本文拓展和丰富了异常审计费用对审计行为及结果的影响研究。现有文献主要以操纵性应计盈余的绝对值、财务重述、不利审计意见的改善等作为审计质量的衡量指标，来分析异常审计费用的影响，而且研究结论各异[11-14,16-20,26-31]。本文以商誉审计为情境，重点关注异常审计费用对审计师稳健性的作用。本文认为商誉审计决策是分析审计行为及其结果较为合适的窗口，原因在于：(1)商誉认定涉及较多的主观决策和判断，并且存在一定程度的不确定性，是检验审计师胜任能力的“试金石”；(2)公司规避商誉减值的动机与审计师的稳健性偏好存在内生冲突，此时商誉审计决策可以直观地体现出在存在意见分歧时，审计师是否独立，是向客户妥协还是坚持自己的职业判断。本文的研究结论支持审计费用的“成本观”，即异常高的审计费用并未损害其审计独立性，相反，却有助于提升审计师稳健性。

本文其余部分安排如下：第二部分为文献回顾；第三部分为理论分析与研究假设；第四部分为研究设计；第五部分为实证结果与分析；第六部分为进一步讨论；第七部分为稳健性检验；第八部分为研究结论与启示。

二、文献回顾

商誉减值测试是通过比较商誉所在资产组的可收回金额与其账面价值的相对高低，来判断商誉的减值与否。Ayres指出，在减值测试法下，审计师在商誉减值事项审计中面临着技术层面和关系层面的双重挑战[32]。公司在减值测试中所做出的假定是主观、复杂且不可验证的，这给审计师核查公司的商誉减值测试带来了极大的技术难题。而且公司通常具有规避商誉减值的动机[2-4,33]，这与审计师追求会计稳健性以避免诉讼风险的需求相违背，因此会对审计师-客户关系造成冲击[32]。

借鉴DeAngelo提出的审计分析框架[15]，本文从审计师胜任能力和审计独立性两个角度，对商誉审计的影响因素研究进行回顾。

审计师在商誉审计中面临的技术挑战对其胜任能力提出了较高要求。Lobo等以法国公司为样本，研究了强制联合审计背景下，不同审计师组合在商誉审计中的表现差异[23]。他们发现，相比于两位审计师均来自于四大会计师事务所的组合，四大和非四大审计师的联合审计展现出更强的胜任能力。基于实验研究，Kadous和Zhou研究发现，当审计师的工作动力来自于克服挑战、提升胜任能力等内在因素而非货币薪酬、提升知名度等外在因素时，其更可能识别出管理层在商誉减值测试中做出的有偏估计[24]。

审计独立性的缺失是商誉审计失败的重要原因。现有文献从以下三个角度为此提供了经验证据：(1)连续审计，Favere-Marchesi和Emby通过实验研究发现，与初次审计相比，连续为公司提供审计服务的审计师更可能迎合客户，得出商誉不存在减值的审计结论[21]；(2)审计师与公司财务总监出自“同门”，采用实验研究的方法，Favere-Marchesi和Emby研究发现，当公司财务总监为会计师事务所前雇员时，审计师更加信任公司的会计政策而缺乏必要的职业谨慎，认定商誉不存在减值[22]；(3)非审计服务费用，Carcello等研究发现，非审计服务费用降低了审计独立性，弱化了审计的监督职能，使得审计师在公司存在商誉减值迹象时，仍未要求其计提商誉减值[25]。

综合来看，现有商誉审计文献以实验研究为主，已对影响审计师胜任能力和独立性的多个因素展开讨论，但仍未系统地探究审计费用这一要素对商誉审计的影响。

三、理论分析与研究假设

自Simunic开创性地提出审计定价理论以来[34]，审计定价的经验研究已经历了40余年的发展。如今，学者们通过审计风险、审计意见等变量，可以解释大部分审计费用的产生原因，但仍有部分源于特定审计师-客户关系的异常审计费用难以被实证模型所刻画[16]。

关于异常审计费用的经济含义，现有文献存在“成本观”和“租金观”两种对立的假说。支持“成本观”的学者认为，异常审计费用反映了未被实证模型所观测到的审计成本，是审计师勤勉尽责的体现，有利于审计质量的提高，进而能够降低公司的盈余管理行为及财务重述的可能性，提高公司的盈余反应系数[11-14]。支持“租金观”的学者认为，审计业务具有双边垄断的性质和自然固化的倾向，在位审计师能够以超过可避免成本的价格为审计服务定价，收取特定客户的准租金。而异常审计费用正是这种经济租金的体现。随着租金的数量增加，审计师与客户公司的经济关联变强，独立性下降，不利于其监督职能的发挥，这会导致公司盈余管理水平的提升以及审计意见的购买行为[16-18,20,27-30]。

除了上述观点外，也有研究表明，异常审计费用对审计师行为不存在显著影响[31]。总体来看，现有研究的研究结论不尽相同，尚未明确异常审计费用的经济内涵。本文以商誉审计为情境，考察审计师在面对复杂的会计估计时，异常审计费用对其审计稳健性产生的影响，究竟是“成本观”占主导，还是“租金观”占主导。

结合商誉审计中的双重挑战，本文从异常审计费用的“成本观”和“租金观”出发，沿着“审计费用及其动因-审计行为-审计结果”的逻辑，对异常审计费用与商誉审计稳健性的关系进行理论分析。

从经济含义上看，商誉是预期未来超额盈利能力的贴现[35]。因此，商誉的减值测试涉及对公司未来发展前景、折现率等要素的评估[36]。然而，通常来说，审计师更加擅长对历史成本项目的审计，而在审计面向未来的会计估计时则存在着技术短板(1)详见https://pcaobus.org/News/Speech/Pages/06072012_HansonAICPA.aspx。。此时，追求稳健性原则的审计师在商誉审计中需要付出额外的努力和成本(例如聘请专业的资产评估机构、派遣专业的审计人员等)，以合理评价公司所做出的相关认定，进而确保公司及时、充分地确认商誉减值。而这些额外付出的努力和成本，需要以充足的审计费用(收入)为前提，否则审计师将无法从审计服务中获益。基于这一逻辑，本文认为，获取高额审计费用的审计师更有资本及意愿通过增加审计投入等方式，来实现商誉审计稳健性。这印证了异常审计费用的“成本观”，即异常高的审计费用是审计师努力程度及审计成本的体现[11-14]，有利于审计师稳健性的提高。

与之相反，当审计师收取的审计费用异常低时，其面临着较高的时间、成本和预算压力。审计师为了实现盈利，则可能通过减少必要的审计程序来节约审计成本[37-38]。在商誉减值测试较为复杂且易受操纵的背景下，这种“简化”审计程序的行为将导致审计师无法识别出公司对商誉减值测试的操纵，更不用说发挥监督作用来抑制公司的减值规避行为，即审计师稳健性下降。对于这种由于审计费用降低导致的审计风险，中注协的相关负责人在约谈会计师事务所时也曾指出，“如果收费过低，就有可能导致审计资源投入不足、审计程序不到位，影响审计质量，不利于提高会计信息的可靠性。”(2)详见http://www.cicpa.org.cn/news/201304/t20130418_40690.html。综上所述，在审计费用的“成本观”下，异常审计费用的增加会促使审计师增加审计投入，这有助于其克服商誉审计所固有的技术难题，提供更为稳健的审计结果。基于上述分析，本文提出假设H1a。

H1a：异常审计费用增加了审计师在商誉审计中的稳健性。

公司规避商誉减值的行为在世界范围内普遍存在，其背后的动机包括但不限于：满足上市要求、进行市值管理、避免债务违约、维持公司及高管声誉和获取高薪[2-4]。从这些动机可以看出，公司规避商誉减值的行为大多是为了满足个体或群体的私利，而以牺牲外部人的利益作为代价，这无疑会给审计师带来极大的诉讼风险及声誉损失[7]。因此，审计师具有要求公司及时、充分确认商誉减值的强烈动机[32]。然而，正如异常审计费用的“租金观”所指出的，当审计师由于高额审计费用而对客户产生较高的经济依赖时，其独立性下降，更可能容忍公司规避商誉减值的短期行为而放弃审计稳健性[16-18,20]。其原因在于，允许公司操纵商誉减值测试有利于与其建立长期的合作关系，审计师因此能够在未来持续地获取高额的审计收入，由此产生的收益要高于因商誉审计失败而可能承担的成本。

与之相反，如果审计费用较低，则客户公司对于审计师来说，其重要性相对较弱。此时，审计师更可能恪守职业谨慎，通过稳健的审计行为来维护自身利益，尤其是在商誉减值这种具有较高社会关注度及监管力度趋严的审计领域。综上所述，在审计费用的“租金观”下，随着异常审计费用的增加，审计师独立性下降，其更可能放任公司采用激进的会计政策来规避商誉减值，导致审计结果的稳健性降低。基于上述分析，本文提出假设H1b。

H1b：异常审计费用降低了审计师在商誉审计中的稳健性。

四、研究设计

(一)样本选取与数据来源

我国自2007年开始实行新企业会计准则，采用年度减值测试法对商誉资产进行后续计量。由于准则变更当年存在较多的历史调整，故本文以2008—2018年所有中国A股上市公司为初始研究样本，并按照以下原则进行数据筛选：(1)剔除年度商誉资产(期末商誉资产净额加当期商誉减值金额)为0的样本，这部分样本公司不存在商誉减值审计；(2)剔除金融保险行业的上市公司；(3)剔除数据缺失样本。最终，本文共获得11465个“公司-年度”观测值。本文的研究数据来源于CSMAR、RESSET、WIND和CNRDS数据库。

(二)主要变量度量

1.异常审计费用

审计费用主要包括两个部分：反映审计师工作成本、诉讼风险和正常利润的正常费用以及存在于特定审计师-客户关系的异常费用[16]。前者主要由审计师、客户以及审计业务的相关特征决定，后者主要取决于特定审计师-客户关系的特质因素。借鉴Choi等、Blankley等、朱宏泉和朱露、万东灿等文献[12,16,39,40]，本文建立了如下审计定价模型来分析审计费用的决定因素，并以模型的拟合值作为正常审计费用(NFee)的衡量指标，以残值项作为异常审计费用(AbFee)的衡量指标。

LnFeet=α0+α1LNTAt+α2GWt+α3InvRect+α4CURt+α5Liquidt+α6Losst+α7LagLosst+α8ROAt+α9Levt+α10Returnt+α11MBt+α12Growtht+α13ISSUEt+α14EXPt+α15Big4t+α16Reportlagt+α17Initialt+α18Cleant+Ind&YearFE+εt

(1)

模型(1)中的因变量LnFee为审计费用的自然对数。自变量主要包括：审计业务规模及复杂度(公司规模LNTA、商誉规模GW(3)商誉审计的对象应为商誉资产(期末商誉资产净额加当期商誉减值资产金额)，因此本文将商誉资产占商誉减值前总资产(期末总资产加当期商誉减值资产金额)的比例作为商誉规模的衡量指标。、应收账款和存货占比InvRec)、审计风险(流动资产占比CUR、流动比率Liquid、当年亏损Loss、上年亏损LagLoss、总资产收益率ROA、资产负债率Lev、年度股票收益率Return)、公司成长性(净资产市值账面比MB、营业收入增长率Growth、增发股票ISSUE)、审计师议价能力(审计师行业专长EXP、四大审计Big4)及其他审计特征(审计时滞Reportlag、初次审计Initial、标准无保留的审计意见Clean)。此外，我们还控制了行业(Ind)和年份(Year)的虚拟变量。这些变量的定义与现有文献一致，本文不再详细阐述。如有需要，可向作者索取，下同。

表1 审计定价模型和商誉减值模型的估计结果

根据Choi等、Blankley等、朱宏泉和朱露、万东灿等的研究结果[12,16,39,40]，本文预期，审计费用会随着审计业务规模及复杂度、审计风险及公司成长性、审计师议价能力及审计时滞的增加而上涨；而出具标准无保留意见和初次审计的会计师事务所收取的审计费用较低。表1的第(1)列报告了审计定价模型的估计结果，绝大部分变量的回归结果符合实证预期，除了少数变量的回归系数不显著外，仅有Lev的回归系数与预期的显著相反。另外，该模型的调整拟合优度较高(0.667)，表明其对审计费用的解释能力较强，模型设定较为合理。

2.商誉审计稳健性

商誉审计稳健性是指审计师在财务报表的审计中，对商誉减值事项审计结果的稳健性，即在公司商誉发生减值时，审计师要求公司及时、充分地确认商誉减值损失的程度。Ayres等在研究商誉审计的关系挑战时，发现审计师为了避免诉讼风险而要求公司确认商誉减值的稳健行为会增加其被解雇的概率[32]。在Ayres等的研究中，他们对审计师要求公司确认商誉减值的程度进行了衡量，这与本文所提出的商誉审计稳健性的概念相符。因此，借鉴Ayres的研究，本文先从商誉的概念和准则规定出发，寻找商誉减值的判断指标，再通过这些指标来估计商誉发生减值的概率和数量。如果审计师要求公司在会计上确认商誉减值的概率和数量等于甚至高于估计值，则表明其稳健性较高。相反，如果审计师放任公司规避商誉减值，那么，公司在会计上确认商誉减值的概率和数量一定比估计值低。基于以上逻辑，本文采用公司在会计上确认商誉减值的实际状况(是否减值/减值数量)与估计的商誉减值状况(估计概率/估计数量)之差，作为商誉审计稳健性(AC_GW1/AC_GW2)的衡量指标。这些指标的数值越大，表明审计师在商誉审计中越稳健。

借鉴Beatty和Weber、Bond等、Glaum等、Ayres等的研究[3-4,32,41]，本文分别构建了模型(2)和模型(3)来估计公司商誉发生减值的概率与数量。

Logit(Impairt)=α0+α1MB2t+α2Returnt+α3LagReturnt+α4ROA2t+α5C_EBITDA2t+α6Loss2t+α7GWt+α8LNTA2t+α9Lev2t+α10STDEVt+α11Bath2t+α12Smooth2t+α13EXPt+α14Big4t+Ind&YearFE+εt

(2)

LnImpairt=α0+α1MB2t+α2Returnt+α3LagReturnt+α4ROA2t+α5C_EBITDA2t+α6Loss2t+α7GWt+α8LNTA2t+α9Lev2t+α10STDEVt+α11Bath2t+α12Smooth2t+α13EXPt+α14Big4t+Ind&YearFE+εt

(3)

模型(2)中因变量Impair为虚拟变量，如果公司当年计提商誉减值损失取值为1，否则为0。模型(3)中因变量LnImpair为公司计提商誉减值损失的数量，等于商誉减值金额加1取自然对数。需要说明的是，由于商誉减值状况(Impair和LnImpair)是估计模型的因变量，故本文在模型自变量的计算中均对商誉减值的影响进行了调整，以避免自变量和因变量之间相互决定而导致的内生性问题[4,32]，相应的变量命名改为以“2”结尾，例如，Lev2为公司总负债与商誉减值前总资产的比值。

参考Beatty和Weber、Bond等、Glaum等、Ayres等文献[3-4,32,41]，本文选取了6种市场表现和会计业绩指标，来判断公司商誉发生减值的概率和数量。以下对各类指标的选取依据及实证预期进行阐述：①净资产市值账面比(MB2)；商誉是预期未来超额盈利能力的贴现，相对来说，净资产市值与账面价值比值(即成长性)较高的公司，其在未来更可能获取超额盈利，因此其商誉发生减值的概率及数量较小[3]。本文预期MB2的回归系数显著为负。②当年股票收益率(Return)和上年股票收益率(LagReturn)；股价是公司未来现金流的贴现，股价上涨，意味着公司的未来发展前景良好；相应地，其预期的未来超额盈利的贴现额将提高，即商誉减值的可能下降[4]，本文预期Return和Return的回归系数显著为负。③总资产收益率(ROA2)、息税折旧及摊销前利润变化率(C_EBITDA2)和当年亏损(Loss2)。公司当期的会计业绩是其未来超额盈利能力估计的重要依据。通常来说，会计业绩越好，估计的超额盈利水平越高，而商誉的减值概率及数量越小[41]，本文预期ROA2、C_EBITDA2的回归系数显著为负，而Loss2的回归系数显著为正。

模型(2)和模型(3)的控制变量包括：公司的基本经济特征(商誉规模GW、公司规模LNTA2、资产负债率Lev2、股票收益标准差STDEV)；盈余管理动机(“洗大澡”Bath2、盈余平滑Smooth2)；审计师议价能力(审计师行业专长EXP、四大审计Big4)以及行业(Ind)和年份(Year)的虚拟变量。需要说明的是，本文在模型中控制盈余管理动机变量(“洗大澡”Bath2、盈余平滑Smooth2)的原因在于：Giner和Pardo、Glaum等研究发现[4,42]，公司在业绩低迷时为了财务“洗澡”会过度确认商誉减值，而在业绩高涨时为了平滑盈余会“提前”计提减值损失。以上操纵行为均属于公司主动确认商誉减值的情形，并不是商誉审计稳健性的体现，而且会降低会计业绩对商誉减值的解释力，即无论业绩高低，公司都可能计提商誉减值损失。那么，控制这两个变量可以避免将公司的主动减值行为错误地归因于审计师稳健性，也可以缓解会计信息对商誉减值的解释力问题。当然，在回归模型中不控制这两个变量时，并不影响本文的实证结果(4)关于“洗大澡”和盈余平滑变量的定义如下：公司商誉减值前净利润的变化额除以期初总资产，如果该值小于年度负值中位数则Bath2取值为1，否则为0；如果该值大于年度正值中位数则Smooth2取值为1，否则为0。。

表1的列(2)和列(3)报告了商誉减值模型的估计结果。结果显示，正如理论所预期，良好的市场表现和会计业绩提供了商誉不存在减值的证明；商誉规模显著增加了商誉减值的概率及数量，但公司的其他特征对商誉减值无显著影响；盈余管理动机确实会促使公司主动确认商誉减值。审计师行业专长(EXP)和四大审计(Big4)的回归系数显著，但方向相反。整体来看，商誉减值模型的回归结果与理论预期相符，较为可靠。

表2 主要变量定义

(三)实证模型

参考Choi等、Blankley等、Krauβ等、张友棠等对异常审计费用的经济后果研究[12,16,17,20]，本文建立如下实证模型对异常审计费用和商誉审计稳健性的关系进行回归分析。

AC_GWt=α0+α1AbFeet+α2LNTA2t+α3Lev2t+α4ROA2t+α5CFOt+α6MB2t+α7Growtht+α8ISSUEt+α9GWt+α10Year_Impt+α11EXPt+α12Big4t+α13Reportlagt+α14Initialt+Ind&YearFE+εt

(4)

模型(4)中因变量为商誉审计稳健性(AC_GW1/AC_GW2)，自变量为异常审计费用(AbFee)。控制变量主要包括：公司的基本特征(公司规模LNTA2、资产负债率Lev2、总资产收益率ROA2、经营活动现金流CFO、净资产市值账面比MB2、营业收入增长率Growth、增发股票ISSUE)；商誉规模(GW)及历史减值状况(Year_Imp)；审计师议价能力(审计师行业专长EXP、四大审计Big4)；审计时滞(Reportlag)；初次审计(Initial)以及行业(Ind)和年份(Year)的虚拟变量。与模型(2)和模型(3)相同，本文在模型(4)控制变量的计算中均对商誉减值的影响进行调整，理由同上。以上各变量定义详见表2。为了降低极端值对回归结果的影响，本文对各连续变量在1%和99%分位数进行了缩尾处理。

表3 描述性统计

五、实证结果与分析

(一)描述性统计

表3报告了主要变量的描述性统计结果，结果显示：审计师稳健性AC_GW1和AC_GW2的均值大于中位数，表明其分布呈右偏，即多数审计师在商誉审计中较为激进；异常审计费用AbFee的均值和中位数均接近于0；控制变量的分布均在合理范围内，与以往文献相似。

(二)变量相关性分析

变量的相关系数检验表明，异常审计费用(AbFee)与审计师稳健性(AC_GW1/AC_GW2)显著正相关，这初步支持了审计费用的成本假说H1a；除了商誉审计稳健性的两个测量变量外，其余变量之间的相关系数最高为0.502，表明不存在严重的多重共线性问题。限于篇幅，本文未列示相关结果表格，留存备索。

(三)异常审计费用与商誉审计决策

表4报告了主检验的回归结果。列(1)、列(3)的回归结果显示，AbFee的回归系数为正且均在1%的水平上显著，表明随着异常审计收费的增加，审计师对商誉减值事项的审计结果更加稳健，支持研究假设H1a。关于控制变量，Year_Imp(Growth、ISSUE)的回归系数显著为正(负)，表明审计师在对具有更多减值经历、成长性更低的公司进行商誉审计时，其稳健性更高。另外，本文发现，充足的审计时长有利于审计师提供稳健的审计结果，Reportlag的回归系数在1%水平上显著为正。然而，正如Choi等所指出的，异常审计费用对审计师行为的影响并不一定是线性的[16]。因此，我们区分异常审计费用的符号，进行分段回归。本文在表4列(2)和列(4)的回归分析中设置两个自变量：Pos_AbFee和Neg_AbFee。当异常审计费用大于0时，Pos_AbFee等于异常审计费用；当异常审计费用小于0时，Pos_AbFee取值为0。同理，当异常审计费用小于0时，Neg_AbFee等于异常审计费用；当异常审计费用大于0时，Neg_AbFee取值为0。从表4中列(2)和列(4)的回归结果可以看出，Pos_AbFee和Neg_AbFee的系数均为正，但是仅有Pos_AbFee的系数在统计意义上显著，Neg_AbFee的系数则不显著。因此，正向的异常审计费用增加更能提高商誉审计稳健性。而异常审计费用为负时，其增加与商誉审计稳健性的关系则减弱。

表5 审计师议价能力的异质性检验

六、进一步讨论

(一)排除审计师议价能力的替代性解释

异常高的审计收费可能是审计师议价能力较强的结果，与此同时，处于强势地位的审计师更加无畏客户的压力而要求公司确认商誉减值。为了排除这一替代性解释，本文除了在实证模型中加入审计师行业专长EXP和四大审计Big4等变量进行控制外，还根据这些变量进行分组回归。如果审计师议价能力的假说成立，那么异常审计费用对商誉审计决策的影响应在审计师议价能力较强的组别显著存在。表5报告了分组回归的实证结果，结果显示，AbFee的回归系数仅在非“四大”和无行业专长的子样本中显著为正，并且在以行业专长作为分组依据时，AbFee的组间系数差异至少在5%水平上显著，表明来自于非“四大”和无行业专长的会计师事务所的审计师，其审计行为更受资金约束，对审计费用较为敏感，从而拒绝了审计师议价能力的替代性解释。

(二)作用机制检验：抑制商誉减值规避

为了更好地认识异常审计费用如何影响审计师对商誉减值事项的审计，本文从抑制商誉减值规避的视角做出进一步分析。公司在规避商誉减值时，往往需要通过盈余管理来调增当期盈余以构造公司未来发展前景良好、商誉不存在减值的假象，消除包括审计师、分析师、投资者在内的财务报告鉴证者和使用者的质疑。基于本文的已有发现，本文预期，随着异常审计费用的增加，审计师拥有更多的资金用于审计资源投入，进而能够有效识别和抑制公司的盈余管理活动，减少其减值测试的操纵空间。

本文从应计盈余管理和真实盈余管理两个方面来对公司“粉饰太平”的行为进行刻画(5)商誉减值操纵本身就是一种盈余管理行为，为了排除这一行为对其他盈余管理程度计算的影响，本文在相关模型的变量计算中均对商誉减值的影响进行调整。。本文采用修正的琼斯模型分行业分年度回归取得的残差来衡量异常应计利润(DAC)，该变量数值越大，表明公司通过应计项目上调会计盈余的程度越高[43]。本文借鉴Roychowdhury的研究，从销售操控、生产活动操控和酌量费用操控三个方面来衡量真实活动操控[44]。第一，本文采用三个模型分行业、分年度回归取得的残差来分别估计异常经营活动现金流、异常生产成本以及异常操纵性费用。第二，考虑到公司可能同时采用上述三种方式进行真实盈余管理，本文借鉴Cohen和Zarowin的研究[45]，构建真实盈余管理的总体指标RM，该变量数值越大，表明公司通过真实活动向上调增盈余的程度越高。

参考Choi等、Blankley等、Krauβ等、张友棠等的研究[12,16-17,20]，本文采用以下模型对异常审计费用和两类盈余管理的关系做出检验。

EMt=α0+α1AbFeet+α2LNTA2t+α3Lev2t+α4ROA2t+α5CFOt+α6MB2t+α7Growtht+α8ISSUEt+α9GWt+α10YearImpt+α11EXPt+α12Big4t+α13Reportlagt+α14Initialt+Ind&YearFE+εt

(5)

表6 异常审计费用与盈余管理

模型(5)中因变量EM为两类盈余管理变量(异常应计利润DAC、真实盈余管理的总体指标RM)，自变量为异常审计费用AbFee，控制变量的选取同模型(4)，具体变量定义详见前文。表6报告的实证结果显示，异常审计费用AbFee与操纵性应计盈余DAC、真实盈余管理RM至少在5%的水平上显著负相关，表明随着异常审计费用的增加，公司的盈余管理活动受到抑制，难以通过操纵盈余来“粉饰过去、虚构未来”，进而降低其减值规避的可能性。

(三)审计费用与商誉审计稳健性：整体分析

为了考察审计费用对商誉审计稳健性的整体影响，本文在这一部分中将正常审计费用和异常审计费用纳入同一框架进行分析。由于正常审计费用是审计成本、审计风险和正常利润的反映，本文认为这部分审计费用同样有助于审计师增加审计投入，克服商誉审计的技术难题，得出稳健的审计结果。为了验证上述分析，本文在主检验的实证模型(4)中，同时将正常审计费用(NFee)和异常审计费用(AbFee)作为自变量。从表7中列(1)和列(3)报告的结果可以看出，审计费用的各个组成部分均有助于商誉审计稳健性的提高，NFee和AbFee的回归系数均显著为正。进一步地，本文以审计费用(LnFee)作为自变量，直接考察其对商誉审计稳健性的整体影响。表7中列(2)和列(4)的结果表明，审计费用整体上与商誉审计稳健性显著正相关。

表7 审计费用与商誉审计稳健性

表8 稳健性检验(替换变量)

七、稳健性检验

为了确保实证结果是可靠的，本文进行了替换变量、更换样本、考虑内生性及多重共线性等多种稳健性检验。

(一)替换变量

本文将异常审计费用AbFee由小大排列，以十分位数为标准，生成有序变量AbFee_Rank，依次赋值1到10。表8中列(1)和列(4)报告了以AbFee_Rank作为自变量的回归结果，结果显示，替换变量后实证结果与前文保持一致。

本文根据异常审计费用的方向生成虚拟变量AbFee_Dummy，如果异常审计费用大于0，则该变量取值为1，否则取值为0。以虚拟变量作为自变量的回归结果如表8列(2)和列(5)所示，AbFee_Dummy的回归系数在1%水平上显著为正，与前文发现一致。

本文在审计定价模型的自变量计算中也对商誉减值的影响进行调整，重新估计异常审计费用AbFee2并进行假设检验。同样，本文发现了一致的实证结果，见表8列(3)和列(6)。

(二)更换样本

只有在公司的商誉资产具有一定规模时，商誉审计才会成为审计师审计工作的重点，商誉审计结果才会引起投资者、债权人等多方利益群体的关注，产生显著的经济后果。为了确保商誉资产足够重大，本文以商誉资产占营业收入或者总资产的比例超过0.1%或0.5%为标准，将研究样本限定在商誉规模较大的公司。表9报告了不同标准下样本的回归结果，显示缩小样本的实证结果与前文保持一致。

表9 稳健性检验(更换样本)

(三)内生性考虑

为了缓解模型中可能存在的遗漏变量问题，本文采用个体和时间的双重固定效应来进行稳健性检验。如表10列(1)所示，在控制这两个维度的固定因素之后，本文的实证结果仍保持不变。

考虑到模型中可能存在的反向因果关系，本文采用三种方法来缓解相应的内生性问题。其一，滞后变量分析法。本文采用异常审计费用的滞后一期(LagAbFee)作为模型的自变量，能在一定程度上减弱相互因果的影响，表10列(2)显示，LagAbFee的回归系数在1%的水平上显著为正，与前文结论一致。其二，工具变量法。大量研究表明，地区制度环境和行业因素是审计师定价的重要依据[46-48]。因此，同地区、同行业的审计费用均值可能是审计师定价决策的参考点，但其不直接影响审计师对公司的商誉审计。本文采用滞后一期的同地区、同行业的异常审计费用均值作为工具变量，进行两阶段最小二乘回归。结果显示，Kleibergen-Paaprk LM统计量为1004.415(P值为0.000)，表明不存在不可识别问题；Cragg-Donald Wald F统计量为2302.893，远大于其临界值，表明不存在弱工具变量问题。表10中列(3)报告了工具变量第二阶段的回归结果，与前文保持一致。其三，差分法。本文对模型中的所有变量进行一阶差分，差分变量的命名以“C”开头，如表10列(4)所示，采用差分法的实证结果与前文一致。

表10 稳健性检验(内生性考虑)

表11 稳健性检验(多重共线性)

(四)多重共线性

本文采用逐步回归法进一步控制可能存在的多重共线性问题。由表11可知，无论是采用前进法还是后退法，异常审计费用的回归系数均在1%的水平上显著为正，表明其对商誉审计稳健性具较强的解释力，这与前文发现一致。

总体来看，本文的实证结果较为稳健。在替换变量、限定高商誉样本、控制内生性问题和多重共线性问题之后，均发现异常审计费用能够提高审计师稳健性。

八、研究结论与启示

在加强商誉减值监管的背景下，审计师为了避免诉讼风险而表现出的稳健行为能够有效地抑制公司对商誉减值信息的操纵。本文从审计行为的经济动因出发，研究异常审计费用对商誉审计稳健性的影响。研究发现，随着异常审计费用的增加，审计师对商誉减值事项的审计结果更加稳健。这支持了审计费用的成本观，表明充足的审计费用为高水平的审计投入提供了资金保障，因此审计师得以克服商誉审计的技术挑战，得出稳健的审计结论。进一步研究发现，异常审计费用对商誉审计稳健性的影响在异常审计费用为正时更加明显，并且这一关系不能用审计师谈判能力来解释。机制分析的结果表明，异常审计费用通过降低公司的盈余管理行为减少了公司操纵商誉减值测试的空间。另外，本文发现，正常审计费用对商誉审计稳健性也存在正向影响，审计费用整体上与商誉审计稳健性正相关。

本文的研究结论对强化商誉减值的会计、审计监管提供了有益启示。第一，较高的审计收费是会计师事务所增加商誉审计投入、克服商誉审计难题的资金保障，而当下我国审计市场竞争激烈、审计费用总体偏低的局面不利于审计师稳健性的提高，因此有关部门应规范审计收费政策[39,49]。第二，商誉审计存在着技术挑战，这对审计师的能力、技术和资源投入提出了较高要求[32]。因此，有必要加强我国注册会计师行业的人才队伍建设，通过增加商誉审计的职业培训等方式，来提高注册会计师对公司规避商誉减值行为的认知，从而提升其在商誉审计中的效率，降低其由于受审计费用的约束而无法展现出稳健行为的可能。

虽然本文在已有研究的基础上有所进展，但由于数据方面的限制，导致本文仍存在一定的局限有待突破。第一，对社会公众而言，审计师对商誉减值事项的审计过程是“黑匣子”。由于无法获取到相应的审计底稿，本文难以刻画异常审计费用影响审计师行为及决策的全过程。第二，实验研究可以通过随机化设计来建立各变量之间的因果关系。虽然本文通过各种方法排除了替代性解释以及内生性问题对研究结论的干扰，但在因果关系的建立上，本文仍具有档案实证研究所固有的缺陷。基于这些局限，本文认为开展中国制度背景下商誉审计的实验研究应是未来的研究方向。