商誉减值、盈余管理与审计投入

摘要：基于资本市场频频出现高溢价并购现象及屡屡爆出审计失败案例的背景下，本文选取2010～2019年的A股上市公司作为样本，实证分析了上市公司商誉减值行为对审计师审计投入的影响，并进一步监测加入盈余管理后的调节效应。研究发现：审计师的审计投入与上市公司是否发生商誉减值以及计提商誉减值的比例呈现正相关关系。当上市公司出于盈余管理动机计提商誉减值时，审计师对盈余管理的关注会降低对商誉减值的审计投入。传统文献多基于企业视角进行商誉减值动机和经济后果的研究，而本文从审计师的角度展开商誉减值和审计师审计投入的关系研究，进而得出政策启示。以期为审计师在执业过程中恰当应对商誉减值、降低审计风险提供借鉴。此外，本文的发现也丰富了商誉减值的研究文献。

关键词：商誉减值;盈余管理;审计投入

中图分类号：F239      文献标志码：A      文章编号：1008-4657（2021）06-0017-10

引言

随着我国经济的发展和全球化的推进，庞大的国内市场和日益增加的海外并购机会使我国企业并购活动日益增多，并购后的商誉及其减值问题日益突出。根据国泰安数据库显示，我国的商誉减值额在2014年仅14.52亿元，而在2018年，却达到了1  466.01亿元。与此同时，我国商誉减值额的增长率在2018年更是高达300%，巨额商誉减值俨然已经成为A股市场不可忽视的问题。巨额商誉减值背后可能存在利润操纵，给企业发展带来巨大风险。

关于商誉减值问题的研究，传统观点主要集中在计提商誉减值的动机和商誉减值的经济后果方面。盈余管理动机是企业计提商誉减值的重要因素之一，具体表现为，如果企业前期经营成果比较差，则企业就会利用商誉减值进行利润操纵，在下期计提更多的商誉减值[ 1 ]，商誉减值的金额与盈余管理程度之间存在显著的正向关系。商誉减值计提数额与企业未来的盈利能力呈现反向相关关系，如果企业未来盈利能力较好，则企业计提商誉减值的金额就较小[ 2 ]。然而，Rubio等[ 3 ]在分析了几十家西班牙的上市公司后却得出了不同的结论，并认为经营业绩越好的上市公司计提的商誉减值金额反而越大。另外，对于商誉减值的经济后果，一些学者认为，计提商誉减值也是企业管理层对市场环境变化的反应，商誉减值和企业绩效之间存在反向关系[ 4 ]，商誉减值的经济后果与上市公司股价呈显著负相关关系[ 5 ]，商誉减值也会使得公司面临更高的融资约束[ 6 ]。

纵观这些文献，可以发现其研究的重点依然是从企业的视角出发，以此开展一系列的商誉减值探讨。即便有一些学者从审计师的角度去讨论了商誉减值对审计师行为的影响，但也主要集中在审计收费[ 7-8 ]和审计意见[ 9-10 ]两个方面。鲜有从审计师的角度去思考商誉减值对审计投入的影响。

在全球经济一体化、经济环境复杂、企业竞争压力大的背景下，审计师的独立审计活动也面临着日益复杂的环境。尤其是对于本身就较为复杂的商誉减值审计。2008～2019年，证监会及其下属的各地方监管部门发布的行政处罚书涵盖事务所多达四十多家，涵盖执业注册会计师一百三十多人。如果审计师的审计投入水平不够、审计程序和风险应对水平不恰当，不仅会增加审计失败的风险，也会降低审计质量。而审计质量的高低不仅会影响资本市场的健康运行，甚至会影响我国经济社会的健康运行，因为失真的财务数据不仅会干扰投资者的投资决策，也会干扰企业所有者的经营决策，错误的经济决策必然带来经济损失、扰乱有序的投资环境。

鉴于此，本文把研究的视角转向审计师行业，探究上市公司商誉减值行为对审计师审计投入的影响，同时，进一步监测加入盈余管理后的调节效应。

根据“深口袋”理论，无论审计师工作是否失当，当财务报告使用者遭受损失时，其都有发起诉讼、索取赔偿的权利。审计师为了避免遭受此类法律风险，会根据风险管理策略，从质和量方面增加审计投入以降低审计风险，尤其是面对较为复杂的商誉减值审计的情况[ 11 ]。

但在有限注意力理论下，当审计师面临的情况越多、越复杂时，审计的质量也就会下降[ 12 ]，因此，当上市公司出于盈余管理动机计提商誉减值时，审计师可能就会降低对商誉减值的关注和风险应对水平。

1       理论分析和研究假设

根据审计风险模型：审计风险 = 重大错报风险 × 检查风险可知，被审计单位的重大错报风险对审计风险有着重要影响。多数的经营风险都会产生财务后果，增加重大错报的可能性，被审计单位的经营风险是导致审计师审计风险增加的重要因素之一[ 13 ]。比如在中注协的数次年报检查中，多次提到被审计单位的业绩压力会增加审计风险。高溢价并购形成的商誉减值以及后续的商誉减值都是依赖于企业财务人员的职业估计，其本身就具有很大的自由裁量权。高额的并购商誉不仅会增加信息的不对称，还会降低会计信息的可靠性和真实性，从而增加审计师的审计风险。

审计风险的增加可能带来审计失败，一旦出现审计失败，会计师事务所和审计师在资本市场的声誉不仅会受到影响，“深口袋”理论下，还有可能遭受集体诉讼、行政调查和行政处罚[ 13 ]。所以，被審计单位发生商誉减值会增加审计师的审计风险，审计师会出于种种动机，提高对商誉减值的关注，增加审计投入，提升风险应对水平。而且，被审计单位商誉减值规模越大，审计师的关注度会越高，风险应对水平越高，审计投入也越多。基于此，本文提出假设1和假设2：

假设1：当上市公司发生商誉减值时，审计师会增加审计投入，提高风险应对水平。

假设2：计提商誉减值规模更大的企业，审计师的审计投入也越多，风险应对水平也越高。

盈余管理发生于大多数企业当中，只是存在盈余管理程度的区别[ 14 ]。盈余管理影响企业业绩和企业价值，进一步加大企业经营风险[15]。经营风险的增加会导致被审计单位重大错报风险的增加，从而进一步增加审计师的审计风险。此外，盈余管理引起的会计信息质量下降，会增加审计师的审计难度和实施审计程序的工作量，也会增加审计师的审计风险。审计师会出于自身声誉、法律责任等动机，给予盈余管理关注。但是，根据有限注意力理论，因为审计师的注意力和精力是有限的，当其同时面对多项复杂、有难度的情况时，往往会表现出应接不暇。也即当上市公司出于盈余管理动机计提商誉减值时，还可能有其他更为复杂的因素需要关注，这个时候审计师可能就会降低对商誉减值的关注和风险应对水平。因此，盈余管理会分散审计师对商誉减值的关注，二者存在一定的替代效应。基于此，本文提出假设3：当上市公司出于盈余管理动机计提商誉减值时，审计师对盈余管理的关注会降低对商誉减值的审计投入。

2         研究设计

2.1         样本与数据来源

本文以我国A股上市公司2010～2019年共10年的数据为研究对象进行实证分析，样本数据来源于国泰安CSMAR数据库和万德Wind数据库，并参考李明辉等[ 11 ]的研究，对样本数据进行如下处理：剔除缺失样本数据，剔除金融和保险公司，剔除st和*st公司。为了减少离群值对文章结论的影响，参考李明辉等[ 11 ]的研究，本文对各连续性变量进行上下1%的缩尾处理。本文采用的实证分析工具是Stata14.0软件，并使用excel对数据进行初步处理，且所有数据均保留小数点后三位。

2.2        基本模型设定

本文主要研究商誉减值对审计师审计投入水平的影响以及盈余管理对商誉减值与审计师审计投入水平关系的调节效应，为了检验各假设，本文构建了以下实证模型：

2.3        主要变量界定

被解释变量。参考杨英[ 16 ]的研究，审计投入水平（Lnarl）取审计工时的自然对数。

解释变量。参考曹曦子[ 17 ]和卢煜等[ 18 ]的研究，商誉减值分为是否发生减值（Gwill）和商誉减值的规模（Gwia），是否发生减值为虚拟变量，如果企业当年发生商誉减值，则取值为1，否则取值为0。商誉减值规模为连续变量，用商誉减值金额的对数来衡量。

调节变量。参考陆建桥[ 19 ]的研究，盈余管理程度（Da）采用修正的无形资产琼斯模型计算出的应计盈余操控的绝对值来衡量。变量名及其释义如表1所示。

3   实证结果及分析

3.1   主要变量的描述分析

表2汇报了模型变量的描述性统计量，包括样本观测值、平均数、标准差、最大值和最小值。

由表2可知，在所有样本企业中，审计投入（Lnarl）的平均值约为4.54，最小值约为2.49，最大值约为6.73，说明审计师对不同企业之间的审计投入差异较大。是否发生商誉减值（Gwill）的平均值约为0.13，标准差约为0.33，表明在样本企业中，发生商誉减值的企业占比约为13%。商誉减值规模（Gwia）的最大值约为22.44，标准差约为5.54，说明企业之间商誉减值规模变动较大。盈余管理程度（Da）平均值约为0.08，标准差为0.14，表明在樣本企业中有约8%的盈余管理程度。企业规模（Size）的最大值是28.64，最小值是15.58，标准差约为1.32，从样本来看，企业规模浮动较大，符合实际情况，表明样本选择较为合理。资产负债率（Leverage）最大值约为2.53，最小值约为0.01，说明企业之间的负债水平存在较大差异，甚至有的上市公司存在资不抵债的情况。

此外，表2同时报告了发生商誉减值的样本企业和未发生商誉减值的样本企业之间的均值差异检验结果（第（6）列、第（7列）和第（8）列），结果显示两组样本存在显著差异。在审计师的审计投入方面，减值组企业显著高于未减值组企业。初步分析上市公司是否发生商誉减值对审计师的审计投入具有显著的正向影响。在其他的变量中，均值差异检验也都显著，由此说明本文变量的选择是合理的。

3.2   相关性分析

表3是对主要变量进行pearson相关性检验的结果。

根据表3检验结果可以看出，自变量是否发生商誉减值（Gwill）及减值规模（Gwia）与因变量审计投入（Lnarl）在1%水平上显著正相关。可以初步判断符合假设1的预期。是否发生商誉减值（Gwill）与减值规模（Gwia）在1%水平上显著，且相关系数为99.1%，说明二者具有较强的一致性，与预期相符。盈余管理程度（Da）与因变量审计投入（Lnarl）不具有显著性。是否发生商誉减值（Gwill）及减值规模（Gwia）与盈余管理程度（Da）的相关系数均为正且分别在1%和5%水平上显著。也说明了当企业发生商誉减值的时候往往伴随着盈余管理的动机。根据检验结果可知，大部分的变量同因变量审计投入（Lnarl）存在1%水平上的显著相关性。另外，为了检验各变量之间是否存在多重共线性问题，本文进行了多重共线性检验，得到的分变量VIF值均小于3，VIF均值约为1.50，所以不存在严重的多重共线性问题。

3.3   回归结果与分析

为有效识别出上市公司是否发生商誉减值以及出于盈余管理动机发生商誉减值对审计师审计投入的影响，本文进行了回归分析，报告的回归结果如表4所示。

是否发生商誉减值对审计投入的影响方面，如表4模型1回归估计结果所示，在控制了行业和年份变量后，是否发生减值（Gwill）的回归系数为0.025，且在1%水平上显著，表明每多一家上市公司发生商誉减值会使审计师审计投入平均增加2.5%。

另外，如表4模型2回归估计结果所示，商誉减值规模（Gwia）的回归系数为0.002，且在1%水平上显著，这说明上市公司每增加10个单位的商誉减值规模，审计师就会增加2%的审计投入。即当上市公司发生商誉减值的时候，或当上市公司商誉减值规模越大的时候，审计师就会投入更大的努力去应对风险，验证了假设1和假设2。原因在于，上市公司对商誉减值存在较大的自由裁量权且商誉减值对上市公司的利润有着重要影响，若上市公司大额计提商誉减值就会导致财务报表重大错报风险的增加，进而提高审计风险。基于“深口袋”理论，审计师就会投入更大的努力获取充分适当的审计证据。加之商誉减值测试的复杂性，这都要求审计师投入更多的努力执行审计工作。在控制变量方面，比如企业规模（Size）、应收账款占比（Recei）对审计投入的影响均显著为正，意味着企业规模越大、应收账款占总资产的比例越大，审计师的审计投入就会越多。而产权性质（Soe）、资产负债率（Leverage）、总资产报酬率（Roa）、是否“国际四大”审计（Big4）的系数显著为负，说明如果上市公司性质是国有企业、资产负债率越低、总资产报酬率越低、“国际四大”作为审计单位，审计师的审计投入就越少。

对商誉减值的审计投入受盈余管理的影响方面。为了验证盈余管理程度是否会降低审计师对商誉减值的审计投入，在表4的模型3中引入盈余管理程度（Da）与是否发生减值（Gwill）的交互项（GwillDa），在模型4中引入盈余管理程度（Da）与减值规模（Gwia）的交互项（GwiaDa）。如表4模型3和模型4回歸估计结果所示，模型3中交互项GwillDa的系数在5%水平上显著为负，模型4中交互项GwiaDa的系数在1%水平上显著为负，且交互项GwillDa和GwiaDa的系数均大于Gwill和Gwia本身。说明盈余管理负向调节审计师对商誉减值的审计投入，即当上市公司出于盈余管理动机计提商誉减值时，审计师对盈余管理的关注会降低对商誉减值的审计投入。验证了假设3。这是因为，当上市公司存在盈余管理动机时，往往还有除商誉减值之外的其他风险会引起审计师的关注，但根据有限注意力理论，审计师的注意力就会被分散到盈余管理的其他方面上去，从而会降低对商誉减值的关注度。

3.4   稳健性检验

稳健性检验是确保实证结果可靠、稳健的不可或缺的程序。在样本选择过程中，可能存在样本选择性偏差，从而引起内生性问题。故本文根据企业是否发生商誉减值，采取倾向性得分匹配方法（PSM）估计是否发生商誉减值对审计师审计投入的“处理效应”。在进行倾向性得分匹配回归估计之前，进行了平衡性检验，如表5所示。

从表5平衡性检验的结果来看，所有协变量在匹配之后的标准化偏差均小于10%，而且较匹配之前有较大幅度的下降。另外，所有协变量在匹配之后的t检验均不显著，表明t检验的结果不拒绝处理组和控制组无系统差异的原假设，故所有协变量均通过平衡性检验。这也表明通过倾向性得分匹配后，发生商誉减值的企业和未发生商誉减值的企业的特征差异将会得到较大程度的消除，进行倾向性得分匹配仅减少了少量样本。

发生商誉减值与否对审计投入的倾向性得分匹配估计结果如表6所示。

表6模型1～模型4分别采用一对一匹配、邻近匹配、局部线性回归匹配和卡尺匹配方法后报告的上市公司是否发生商誉对审计师审计投入的报告结果，其中，ATT显示的是考虑了整个样本的平均处理效应;ATU显示的是没有发生商誉减值的企业的平均处理效应;ATE显示的是发生商誉减值的企业的平均处理效应。

根据表6可以看出，所有匹配结果都是显著为正，说明上市公司发生商誉减值会促使审计师增加审计投入。倾向性得分匹配估计的结果与基准模型比较接近，验证了假设1。

另外，为了验证假设3，用Da、Size等变量对Gwill进行Logit回归，计算Gwill匹配分值，再根据分值对样本进行核匹配，最后对GwillDa、GwiaDa回归检验，结果如表7所示。

从表7可以看出，Gwill、Gwia系数均为正，且显著性水平为1%，交互项GwillDa、GwiaDa在5%水平上显著为负。说明了盈余管理程度对于审计师对商誉减值的审计投入具有反向调节作用，即当上市公司出于盈余管理的动机计提商誉减值时，审计师对盈余管理的关注会降低对商誉减值的审计投入，进一步验证了假设3。此外，本文还采用固定效应方法对假设进行检验，其结果也验证了相关的假设。

4   研究结论与政策启示

4.1   研究结论

本文实证研究了上市公司的商誉减值行为对审计师审计投入的影响，并进一步探究了加入被审计单位盈余管理后的调节效应。结果发现，当上市公司发生商誉减值时，审计师会增加审计投入，提高对商誉减值审计的风险应对水平。这说明审计师认为上市公司计提商誉减值往往意味着财务报表重大错报风险的提高，因而需要加大审计投入，以提高风险应对水平、降低审计风险。进一步检验发现，盈余管理会负向调节审计师对商誉减值的审计投入。当上市公司出于盈余管理动机计提商誉减值时，审计师对盈余管理的关注会降低对商誉减值的审计投入，从而降低对商誉减值的审计风险应对水平，但商誉减值所带来的风险仍然存在，审计师仍需要审慎处理商誉减值带来的审计风险上升的问题，此时合理分配精力、恰当平衡盈余管理和商誉减值的审计投入水平就成为关键。上述结论根据稳健性检验结果显示依然成立。

4.2   政策启示

资本市场的健康发展是我国经济发展的重要目标，这就意味着审计作为“经济警察”的角色也越来越重要。但是，审计行业不断涌现地审计失败案例，却进一步挫伤了公众对审计工作的信任。减少审计失败案例的发生，不仅是审计师行业和审计师的目标，也成了社会的期望。

因此，本文在研究结论的基础上得出如下启示：一是审计师应根据审计准则的要求，了解被审计单位及其环境并实施风险评估程序，识别评估重大错报风险。对因相关类别的交易、账户余额或披露的具体特征而可能导致重大错报风险的，应当实施相关的实质性程序，增加审计投入，提高风险应对水平。二是当被审计单位同时存在商誉减值和盈余管理动机的复杂情况时，审计师应当保持高度的职业怀疑，审慎处理二者关系，在二者之间合理分配精力;审计单位应指派更富有经验的审计师和更多的审计人员参与进来，增加审计投入，提高风险应对水平，保证审计质量。三是被审计单位也应当严格遵循会计准则关于商誉减值的要求，如实反映商誉减值，否则，审计师将会提高审计投入，增加审计收费，长远来看，也会损害公司长远利益。

4.3   研究不足与展望

李明辉等[ 11 ]学者认为上市公司商誉减值程度与审计师的努力程度二者之间存在正相关关系，与本文研究的结论基本一致。此外，本文的不足之处在于，本文未涉及隐蔽性较强的真实盈余管理和归类变更盈余管理在商誉减值和审计投入之间的作用机制。其次，在商誉减值与审计师审计投入的影响机制中可能还存在其他的影响机制，如公司治理和企业高管任期等，这些都有待进一步深入研究。

注释：

①限于篇幅，文章只展示了主要变量的相关性检验结果，未展示的部分中，除盈余管理程度（Da）与管理层持股（Mhold）不显著和是否亏损（Loss）与应收比（Recei）、存货比（Lnveni）不显著外，其他各变量之间都存在显著的相关性。

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[责任编辑：许立群]

收稿日期：2021-09-10

基金项目：皖西学院校级人文社科青年项目（WXSK202021）

作者简介：周克明（1990-），男，安徽霍邱人，皖西学院助教，硕士，中国注册会计师。主要研究方向：资本市场与公司理财、公司治理与审计。