非审计服务影响审计师独立性吗？——来自商誉减值的经验证据

杜春明，李 硕

(淮阴师范学院 经济与管理学院，江苏 淮安 223001)

一、引言

为了与国际财务报告准则IFRS3、IAS36保持一致，我国于2007年1月1日起对商誉的处理从采用直线法按不超过10年的期限进行摊销变为至少在每年年度终了时进行减值测试。减值测试极大地改变了商誉的会计处理过程，审计师必须投入大量时间对商誉进行测试，以确保公司管理层对商誉已适当地评估并在必要时进行了减值。Beatty和Weber研究发现，管理层有动机对商誉进行操纵，因而外部审计师能否保持独立性至关重要。因为更高的独立性能提高审计师的判断能力，并相应降低商誉被管理层操纵的风险。审计师正受到商誉减值测试制度的挑战[1]。

长期以来，监管机构一直担心审计师与客户关系中的独立性会减弱，尤其是在存在大量非审计服务收入的情况下，非审计服务收入增强了审计师对审计客户的经济依赖性。由此，非审计服务是否对审计独立性产生伤害一直被社会大众质疑。理论界与实务界普遍认为，审计收入比重过高的业务结构导致审计市场过度竞争，注册会计师审计独立性受到威胁，不利于其在资本市场发挥应有的作用。为缓解审计市场的过度竞争，2009年国务院办公厅转发的财政部《关于加快发展我国注册会计师行业的若干意见》鼓励会计师事务所大幅度拓展新的业务领域，拓宽会计师事务所收入范围，合理平衡审计和非审计业务的结构，实现行业转型。由此提出了以下问题：我国注册会计师行业发展非审计业务对审计师的独立性是否会产生影响？如果会产生影响，那么，是正向影响还是负向影响？本文以此为背景，利用基于公允价值进行后续计量的商誉减值数据，研究当前允许的非审计服务是否会对审计师独立性产生影响以及影响的方向。

现有关于非审计服务对审计师独立性影响的研究主要是从非审计服务对盈余管理和审计意见影响的角度进行的，很少有从特定报表项目公允价值评估的角度实证研究非审计服务对审计师独立性的影响。本文以2007—2018年中国A股上市公司相关数据为样本，采用Logistic和Tobit多元回归方法，对非审计服务与商誉减值的关系进行研究。本文的理论贡献主要有三点：(1)提供有关商誉审计的审计师独立性问题的证据；(2)结合所有制性质研究非审计服务对商誉减值的影响，从所有制层面提供非审计服务对审计师独立性影响的证据；(3)为我国注册会计师行业大力发展非审计业务、提升审计质量，提供经验证据。

二、理论分析与研究假设

(一)非审计费用与商誉减值

根据2007年《中国注册会计师审计准则第1322号——公允价值计量和披露的审计》的要求，审计公允价值计量和披露要求审计师评估管理层的假定，并评价管理层的公允价值计量方法，以确定评估的过程是否符合会计准则。审计人员每年负责评价管理层的商誉评估，并对商誉账户进行外部监控。商誉减值是最常被提及的重大错报风险，监控不当甚至会导致审计失败。然而，由于管理人员和审计人员所追求目标的不一致性，管理层一般不愿意对商誉进行减值，当减值可能导致违反债务契约或交易所上市要求的规定时，更不愿意对商誉进行减值。管理层受债务契约违约、高管薪酬和声誉相关担忧的影响，可能导致他们避免对商誉进行减值。而客户又想减值，由此导致审计师与公司管理层关系紧张。Ayres等人对这种紧张关系的后果进行研究后发现，商誉减值后审计师被解雇人数有所增加，这表明，对审计师的威胁可能会导致商誉减值过程中潜在的独立性问题[2]。这些可能影响审计师独立性的问题是审计师在可靠审计这一领域面临困难的原因之一。审计师的声誉、职业道德以及放弃或降低审计独立性的成本大小会影响审计师的行为。会计师事务所在提供非审计服务后会为了提高声誉而投入更多资本，使注册会计师更有动力去维护审计独立性[3]。当前我国会计师事务所的收入主要来源于审计业务，非审计服务收入占比在30%以下，因而在我国由于非审计费用而导致注册会计师依赖客户的可能性较低[4]。非审计服务的提供可以使注册会计师加深对客户的了解、增强专业技能、恰当识别公司会计处理等问题，从而可提高审计质量、降低审计失败的风险。此外，目前我国审计市场审计业务竞争非常激烈，会计师事务所非审计业务的拓展，使得事务所可以减少对审计业务的过度依赖，在判断被审计公司商誉减值迹象时更加客观、独立。由此，本文提出研究假设H1。

H1：非审计费用与商誉减值之间存在正相关关系。

(二)不同产权性质下非审计费用对商誉减值影响的差异

我国上市公司按实际控制人产权性质的不同可以分为国有企业与非国有企业两种类型。上市公司由于产权性质不同，其经营目标也不同，国有控股上市公司盈余管理动机和程度相对比较弱[5]。国有控股企业的管理层通常是由行政机关任命的，国有控股企业并非以营利为唯一目标，他们更多的是对政府负责，政府偏好对管理层薪酬和晋升的影响更大。因此，国有控股企业操纵财务信息的动机相对较弱[6]。非国有控股的上市公司的管理层完全遵循市场化的激励机制，他们有更强的动机通过购买非审计服务来“收买”注册会计师，从而有利于财务信息操纵以获得巨大的收益。国有控股的上市公司在融资方面受到政府的特殊关注，而非国有控股的上市公司在融资方面则完全遵循市场化的激励机制。与国有企业相比，非国有企业中商誉减值信息会显著增加企业的债务资本成本[7]，显著降低企业债务的期限[8]。非国有上市公司董事会在制定高管薪酬时会将商誉减值纳入业绩评价指标体系，非国有上市公司的商誉减值与高管薪酬显著负相关[9]。因此，无论从企业融资角度，还是从管理层薪酬角度看，非国有控股企业的管理层都更有动机减少商誉减值的计提。总体来说，非国有控股的上市公司利用商誉减值进行盈余管理的动机更强，更有动机通过各种方式对会计师事务所进行寻租。因此，相对于非国有企业而言，审计师在国有企业中会表现出更强的独立性，非审计费用对商誉减值的影响会更为明显。由此，本文提出研究假设H2。

H2：与非国有企业相比，国有企业中非审计费用对商誉减值的影响更为明显。

三、研究设计

(一)样本期间与数据来源

鉴于商誉在2007年1月1日《企业会计准则(2006)》实施后才被列为单独的会计报表项目，因此，本文以2007—2018年间沪深两市存在联合购买审计和非审计服务且商誉期末余额和商誉减值金额不同时为零的A股上市公司为研究对象，并按以下标准对数据进行处理：(1)剔除没有非审计费用的样本；(2)参照Ramanna和Watts的做法[10]剔除没有连续2个年度市账比低于1的样本；(3)剔除财务数据异常的ST、*ST类企业；(4)剔除金融类上市企业；(5)剔除数据缺失的观测值。最终得到1 376个观测值，其中有393个观测值确认了商誉减值损失。公司数据主要来源于WIND和CSMAR数据库，部分非审计费用数据通过手工搜集上市公司的年报获得。为防止极端数值对研究结论的影响，本文对所有连续变量在上下各1%分位进行了缩尾处理。同时，为控制可能的异方差、潜在的截面相关问题，本文在所有回归中对标准误差进行了公司维度的聚类处理(Cluster)。

(二)变量定义与衡量

1.商誉减值(GWI)。参考叶建芳[11]、Li[12]等人的研究，采用商誉减值损失的虚拟变量(GWI_D)和商誉减值损失自然对数(GWI_A)度量商誉减值。商誉减值虚拟变量(GWI_D)的取值方法是：若商誉发生减值，则其取值为1，否则为0。商誉减值损失自然对数(GWI_A)取(1+商誉减值损失)的自然对数。

2.非审计费用(NF)。参考李晓慧[13]、Carcello[14]等人的做法，采用非审计费用的自然对数(LN_NONAUDIT)度量非审计费用，并以非审计费用占支付给当前会计年度审计师的费用总额的比重(FEE_RATION)作为度量指标进行稳健性检验。

3.控制变量的衡量。参考前述李晓慧、Carcello等人的做法，选取审计费用(LN_AUDITFEES)、审计和非审计费用合计(LN_TOTALFEES)、十大事务所(BIG10)、市账比(MB)、企业规模(SIZE)、资产负债率(LEV)、经营业绩(ROA)、营业收入(SALES)、股票回报率(RETURN)、营业收入增长率(GROWTH)、管理层持股(OWNERSHIP)、独立董事比例(IDP)、两职合一(DUAL)、商誉期末余额(GW)、机构投资者持股比例(INST)变量来控制公司基本面特征对商誉减值的影响。此外，本文还控制了行业(IND)和年度(YEAR)效应可能的影响，具体变量名称和定义见表1。

(三)模型构建

为了检验假设H1，借鉴李晓慧和庄飞鹏[13]的研究思路，构建了以下模型(1)，用于分析非审计费用对商誉减值的影响。

GWIi,t=a0+a1NFi,t+a2LN_AUDITFEESi,t+a3BIG10i,t+a4MBi,t+a5SIZEi,t+a6LEVi,t+a7ROAi,t+a8SALESi,t+a9RETURNi,t+a10GROWTHi,t+a11OWNERSHIPi,t+a12IDPi,t+a13DUALi,t+a14GWi,t+a15LOSSi,t+a16INSTi,t+∑IND+∑YEAR+ɛi,t

(1)

式(1)中，被解释变量为商誉减值GWI(采用GWI_D和GWI_A指标来衡量)。由于商誉减值(GWI_D)为虚拟变量，商誉减值(GWI_A)没有商誉减值金额记为0，因此分别用Logistic和Tobit方法回归模型(1)。解释变量为非审计费用NF(采用LN_NONAUDIT来衡量，稳健性检验部分采用FEE_RATION指标来衡量)，其他变量为控制变量，ɛ为回归残差项。若研究假设H1成立，那么估计系数α1应显著为正。为检验假设H2，依据产权性质，将全样本分成国有企业和非国有企业两组，分别在两组中对上述模型(1)进行回归，比较上述回归系数的显著性，以判断不同产权性质下非审计费用与商誉减值间作用关系。

四、实证结果分析

(一)描述性统计分析

表2显示了主要研究变量在2007—2018年的全样本描述性统计结果。发生商誉减值的样本(GWI_D)占总样本的28.6%。样本公司平均向现任审计师支付36.6万元的非审计费用(LN_NONAUDIT)，平均向现任审计师支付94.6万元的审计费用(LN_AUDITFEES)，平均每年支付总额约131.2万元。在披露有非审计服务的上市公司中，非审计服务费用占总费用比(FEE_RATIO)平均达到27.9%。可见，非审计服务收入在会计师事务所的收入中有着举足轻重的作用。CEO变更(CEOCHANGE)的样本占总样本的2.2%，企业重组(RESTRUCTURE)样本占总样本的6%，十大审计(BIG10)的比例为61.2%，市账比(MB)为12.4%，资产负债率(LEV)平均值为49%；总资产报酬率(ROA)平均值为0.036，最小值为-0.747，最大值为0.495。营业收入占期末总资产(SALES)的比例为57.9%；股票收益率(RETURN)平均值为0.039，最小值为-0.703，最大值为2.929。这说明，发生并购的上市公司在股票收益率方面存在较大差异。管理层持股数(OWNERSHIP)平均值为3.5%，超过一半的管理层持股数为0。商誉占期初总资产的比例(GW)平均为7%，最高达120.4%。亏损企业(LOSS)占总样本的7%，机构投资者持股比例(INST)平均为41.3%，国有企业占比(SOE)55.6%，其他变量的描述性统计结果与已有的研究结果基本一致。

表1 相关变量名称和定义

(二)回归结果分析

表3显示了模型(1)的主要回归结果，模型变量的VIF最高值为3.04，平均值为1.47。这表明，模型不存在严重的多重共线性问题。本文采用Logistic和Tobit方法估计系数，控制行业和年度，采用Cluster聚类调整稳健标准误差，回归检验非审计费用对商誉减值的影响。下文首先检验了非审计费用对商誉减值的影响，即验证假设H1；其次检验了不同产权性质下非审计费用对商誉减值影响的异质性，即验证假设H2。结果如表3所示。

1.非审计费用对商誉减值影响的回归分析。表3中列(1)(4)全样本的回归结果显示，解释变量非审计费用(LN_NONAUDIT)与被解释变量商誉减值虚拟变量(GWI_D)和商誉减值连续变量(GWI_A)在1%的水平上显著正相关，说明非审计费用与企业发生商誉减值的可能性呈正相关关系。平均边际效应系数表明，每增加一个标准差的非审计费用(LN_NONAUDIT)对应的商誉减损可能性增加了约4.6%和3.5%。在控制变量方面，列(1)(4)商誉减值虚拟变量(GWI_D)及商誉减值连续变量(GWI_A)与审计费用(LN_AUDITFEES)在1%的水平上显著正相关。这一结果与Jarva[15]的研究结果相似。Jarva发现，商誉减值的公司支付的审计费用更高；商誉减值变量GWI_D和GWI_A与公司规模(SIZE)分别在1%和10%的水平上显著负相关，与资产负债率(LEV)均在1%水平上显著正相关，与商誉期末余额(GW)均在5%水平上显著正相关，与公司亏损情况(LOSS)均在1%水平上显著正相关。其他控制变量的系数与先前的研究基本一致。结果表明，在非审计费用较高的情况下，商誉减值的可能性较大，前文假设H1得到验证。

表2 主要变量描述性统计——全样本

2.不同产权性质下非审计费用对商誉减值影响的异质性。表3中列(2)(3)和(5)(6)将样本按照产权性质分为国有企业与非国有企业进行分组回归，以检验产权性质的调节效应(即产权性质是否会影响非审计费用与商誉减值的关系)，以验证假设H2。在国有企业组，商誉减值虚拟变量(GWI_D)以及商誉减值连续变量(GWI_A)与非审计费用(LN_NONAUDIT)均在1%的水平上显著正相关，平均边际效应系数表明，增加一个标准差的非审计费用(LN_NONAUDIT)，对应的商誉减损可能性增加了约5.7%和4.3%。非国有企业组回归系数不显著。结合国有企业与非国有企业两两系数的Surtest检验P值来看，LN_NONAUDIT系数在两类样本企业间存在显著差异。这说明在国有企业中，非审计费用对商誉减值的影响相对于非国有企业而言，其作用更强。非审计费用在国有企业中发挥的作用更强，与假设H2的预期相一致。

(三)稳健性检验

1.自选择效应。由于样本可能存在自选择并导致估计结果有偏，故本文采用Heckman两阶段法，将样本选择偏差的调整项加入模型(1)中，以控制自选择效应所带来的偏误。在Heckman两阶段法的第一阶段中，本文首先进行Probit回归。由于本文主要考察的解释变量——非审计费用(LN_NONAUDIT)是连续的，因此根据非审计费用的中位数对其进行二分(NONAUDIT_Dum)，样本公司非审计费用大于年度样本公司非审计费用的中位数时取值为1，否则为0。另外，将包含主回归模型的全部控制变量及同年度同地区其他公司非审计费用的均值(LN_NONAUDIT_MPro)作为非审计费用(LN_NONAUDIT)的外生工具变量，其原因在于：由于非审计费用存在地域差异，同地区内的非审计费用对单个企业的商誉减值的影响很小，因此，同地区内的非审计费用均值信息是合适的工具变量。

表3 非审计费用对商誉减值的影响回归分析

通过对第一阶段Selection模型进行回归，计算得到包含自选择信息的逆米尔斯比率(下文用λ表示)，将其代入主回归模型(1)中重新进行回归以缓解自选择的影响。Heckman两阶段回归结果见表4。在表4中，回归(1)中同年度同地区其他公司非审计费用的均值变量的回归系数在1%水平上显著为正，说明其作为工具变量的合理性；回归(2)和(3)中λ变量的回归系数并不显著，表明样本自选择问题并不严重。在控制该效应后，LN_NONAUDIT变量的回归系数依然显著为正，说明自选择偏差不影响本文的研究结论。

表4 HECKMAN两阶段回归

2.非审计费用度量方式的改变。本文借鉴李晓慧和庄飞鹏[13]的做法，采用当年非审计费用与审计费用的比值(FEE_RATION)度量非审计费用，并进行稳健性检验。依次对前文主要回归分析进行稳健性检验，表5显示的实证检验结果与本文上述研究结论一致。

表5 非审计费用对商誉减值的影响回归分析

五、研究结论与政策建议

(一)研究结论

本文以2007—2018年间沪深两市存在联合购买审计和非审计服务且商誉期末余额和商誉减值金额不同时为零的A股上市公司为研究对象，考察了非审计服务与商誉减值之间的关系。研究发现：(1)上市公司非审计费用及其与总费用比重的大小与商誉减值的可能性及减值金额之间存在显著的正相关关系；(2)国有企业中非审计费用对商誉减值的正向影响更为明显；(3)非审计服务不会伤害审计独立性及审计质量，反而有助于促进审计质量的提高。本文对商誉减值的分析可以为审计师独立性在公允价值会计中的作用发挥提供理论启示。

(二)政策建议

在国家推动会计师事务所发展非审计业务政策的激励下，会计师事务所应当充分利用市场机制，拓展非审计服务，通过改变业务结构、提高审计服务质量，获得更多收益。监管机构应当加强对从事非审计服务的注册会计师的监督管理，营造公平竞争的市场环境，促进注册会计师行业健康有序发展。