高管持股、商誉金额与审计费用

陆 洁

（无锡开放大学 财经与管理学院，江苏 无锡 214011）

随着企业并购业务的增加，商誉金额的计量和确认成为企业会计处理的常见业务，而目前会计准则对商誉计量的规定带来了商誉金额的可操控性，从而影响了企业会计信息的可靠性。商誉是指企业拥有的能使其投资回报率高于社会平均报酬率的资源。企业可以自创商誉也可以外购商誉。外购商誉指《企业会计准则第20 号——企业合并》规定，购买方对合并成本大于合并中取得的被购买方可辨认净资产公允价值份额的差额。只有符合会计确认计量要求的外购商誉才能反映在企业的资产负债表中。商誉金额确认计量的合理性，取决于管理层对商誉的合理估值和支付对价的公允性。我国的资本市场起步比较晚，会计监管法律法规还不够完善，商誉金额的确认常常沦为管理层操纵利润的工具。外部审计是保障企业会计信息失真的重要外部治理手段，对商誉金额在总资产和净资产中占比较高的企业，客观上给外部审计增加了难度，外部审计师为控制审计风险常常会提高审计费用。

代理理论认为，当企业的所有权和经营权分离时，股东和管理者会发生代理冲突。代理问题的产生源于股东和管理者的信息不对称，为解决信息不对称问题，股东往往会通过股权激励的方式来解决代理冲突，加强对管理者的激励和约束。根据证监会2016 年颁布的《上市公司股权激励管理办法》，部分上市公司会以本公司的股票对管理者进行长期性激励。那么这种股权激励的办法是否能够让管理层履行义务，减少管理层的逆向选择，增强股东和管理层的协同效应，从而降低企业的经营风险，对审计费用的高低存在调节作用。为研究以上问题，本文采用2004-2020 年我国A股上市公司面板数据，采用多元线性回归模型，研究商誉金额、高管持股和审计费用之间的关系。

根据Simunic 提出，审计费用采用成本加成法确定。即审计费用包括基础成本、补偿预计审计失败发生损失的溢价、事务所合理的利润［1］。目前理论界对于审计费用的研究主要是从企业内部层面、企业外部环境、会计师事务所特征三个角度展开的。企业内部层面主要从企业的规模、业务的复杂程度来分析对审计费用的影响。Bell 认为，当企业经营风险上升时，注册会计师为控制审计风险而投入更多的审计成本，提高审计质量［2］。为补偿投入成本，往往会提高审计费用。反之，那些公司信用评级较高、纳税较为诚信、内部控制执行效率较高的公司，审计风险较低［3］，审计收费也较低。企业外部法律环境对审计费用的影响主要体现在企业所在地法律法规执行的严厉程度。对地方政府的法律环境严厉程度较高的地区，企业违法、违规成本较高，则审计费用较低［4］。对事务所自身特点对审计费用的影响主要是事务所合并、审计任期、审计资源的分配等方面，大规模的事务所收费较高，审计任期缩短会提高审计费用，整合审计与审计费用呈倒U 型关系［5］。

1 理论分析与研究假设

1.1 高管持股与审计费用

上市公司启动增发新股、并购重组、资产注入等重大事项期间，可以实行股权激励。为降低代理成本，越来越多的上市公司选择让董事、核心技术人员等高管持股。高管持有一定比例的公司股票后，高管就兼具管理者和股东的双重身份，实现高管和股东利益较大程度上的一致性。外部审计作为公司外部治理的主要组成部分，常常被认为是解决股东和管理层信息不对称的重要手段。一般认为审计收费较高的会计师事务所会提供更高质量的审计服务，其审计意见更可靠。因此当公司内部代理冲突较为严重时，股东更倾向于提高审计费用，加强外部审计对管理层的监督。当高管持股后，股东和管理层的代理冲突得到缓解，一方面股东就不再需要通过高收费的外部审计遏制管理层的行为，股东在选择高收费审计师的愿望有所降低；另一方面从提供外部审计服务的事务所来看，当被审计单位的代理冲突严重，则隐含着该公司的内部控制和会计信息的可靠性降低，需要增加测试程序、增加审计成本的投入，从而从客观上提高了审计收费；反之，高管持股后当公司内部代理冲突较小时，内部控制的有效性、会计信息的质量则较高，事务所可以减少审计成本的投入，审计收费则相对较低。基于此提出本文的假设1。

假设1：高管持股与审计费用负相关，高管持股比例越高，审计费用越低。

1.2 商誉金额与审计费用

为实现公司一体化、多样化发展战略，很多上市公司会进行企业并购业务。并购业务会影响持股比例，当企业进行非同一控制下的企业合并时还会产生合并商誉。由于商誉不能够单独确认，商誉的计量一直是会计实务界颇受争议的难题。合并业务中商誉金额的确认，首先依赖于被合公司净资产公允价值的估计、并购对价的估值。其次，根据企业会计准则的规定，对已经确认的商誉需要在每年年末进行减值测试。由于商誉本身不产生现金流，减值测试时需要放在其他资产和资产组合中一并进行减值测试。减值测试时，商誉的账面价值按一定的方法分摊到资产或者资产组。对商誉的摊销年限的估计也将会影响商誉对当期利润的影响。因此，无论是在商誉金额的初始计量还是后续计量，会计估计都贯穿其中，这就增加了企业合并中商誉金额确认的不确定性，商誉金额的确认和计量也常常给管理层调节利润提供了机会。外部审计师在评估审计风险时，面对商誉金额较高的公司，会认为这类公司的审计风险较高，并同时投入更多的审计测试程序，使得审计成本增加。为补偿额外的审计成本和较高的审计风险，事务所必然会增加审计费用，因此商誉金额较高的企业往往面临较高的审计费用。基于以上分析，本文提出假设2。

假设2：商誉金额与审计费用正相关，公司确认的商誉金额越多，支付的审计费用越高。

1.3 高管持股、商誉金额与审计费用

一方面，高管股权激励可以在一定程度上缓解代理冲突，从而降低审计费用，而且从降低企业成本费用角度考虑，管理层会优先考虑审计费用较低的会计师事务所。另一方面，管理层从获得稳定持续的收益考虑，在正确、合理地确认商誉金额时，会权衡商誉确认会计舞弊的风险，选择准确的确认商誉金额，降低其通过商誉金额的计量进行会计舞弊获利的动机。因此，高管持股对于商誉金额与审计费用的相关性具有负向调节作用。

假设3：高管持股负向调节商誉金额与审计费用之间的关系，高管持股比例越高，商誉金额与审计费用的正向关系越弱。

2 研究设计

2.1 样本选择与数据来源

本文选择的样本是2004-2020 年度沪深A股上市公司，对样本数据进行筛选和整理；剔除保险和金融行业；删除ST 公司；删除了异常和数据缺失的公司，最终得到3004 家公司的样本，变量数据来源于CSMAR 数据库，运用STATA 16 软件进行数据分析。

2.2 变量定义

被解释变量。本文的被解释变量是审计费用（AF），为保证样本数据在量纲上的统一，参考以往研究文献，选取审计费用的自然对数作为替代指标。

解释变量。本文解释变量是商誉金额Gwa，同样是为保证样本数据计算口径的一致，选取合并报表中年末商誉金额的自然对数作为商誉金额的替代指标。

调节变量。本文的调节变量是高管持股MSR，本文采用高管持股数量占总股本的比重为高管持股赋值。

控制变量。参考以往文献，本文选取企业成长性GW，净资产收益率ROE，资产负债率LEV，企业规模Size，事务所规模AS，考虑到行业和年度对审计费用的影响，增加两个虚拟变量行业ind和年度year 作为控制变量。相关指标的定义说明，如表1 所示。

表1 研究变量及定义说明

2.3 模型构建

根据上述研究假设和定义的变量，本文建立了下列模型，通过最小二乘法进行回归检验：

其中模型一验证假设H1，预期MSR 的系数为负数，模型二检验假设H2，预期Gwa的系数为正数，模型三验证H3，预期MSR*Gwa 的系数为负数，说明高管持股负向调节商誉金额与审计费用的关系。

3 实证分析

3.1 描述性统计分析

根据本文变量的描述性统计结果如表2 所示，被解释变量AF 的均值为13.7243，最大值为19.4027，最小值为9.2103，说明我国审计市场收费的差别比较大，值得对此问题进行研究。MSR 中最大值为0.8227，中位数是0，表明部分公司高管持股比例较高，部分公司高管没有持有本公司股权，样本中高管持股比例差别较大，说明我们后续研究高管持股比例与审计费用的关系具有可行性。观测的样本中有64.65%的公司确认了商誉，说明商誉的确认是现代企业较为常见的会计事项。Gwa 的最大值为24.5540，最小值为-0.1165，均值为17.6581，中位数为17.8711，数据说明样本公司确认的商誉金额差距比较大，本文的研究具有一定的现实意义。GW 最大值最小值分别为1016.7240、-1.3092，表示样本中部分公司成长性较高，而部分公司负增长，与标准差15.0317 结果一致。ROE 最小值为-29.1436，反映了部分上市公司盈利能力较差。资产负债率（LEV）最大值为2.2932 表示部分公司负债比例较高，大部分公司能够充分运用财务杠杆的作用。企业规模（Size）均值22.1276，最大最小值差额为13.06，中位数21.9524，说明样本公司资产规模差距不大，具有可比性。事务所规模（AS）均值为0.0562，说明选择四大审计的上市公司占比不高。

表2 变量的描述性统计

3.2 相关性分析

从表3 中Pearson 相关系数（对角线以下）和Spearman 相关系数（对角线以上）可以看出，各变量之间的相关系数整体上偏低，主要变量之间的相关系数均小于0.5，只有一个控制变量与审计费用的相关系数略大于0.5，说明实证模型并不存在明显的多重共线性。高管持股（MSR）与审计费用（AF）在1%的水平上显著负相关，这验证了假设1；商誉金额（Gwa）与审计费用（AF）在1%的水平上呈显著正相关，这验证了假设2。此外，资产负债率（LEV），企业规模（Size），事务所规模（AS）与审计费用（AF）呈显著正相关。企业成长性（GW）和收益率（ROE）与审计费用（AF）在5%水平上显著正相关，说明控制变量选择合适。

表3 变量的相关系数

4.3 回归分析

4.3.1 高管持股与审计费用回归分析

模型1 的拟合优度检验判定系数R2 数值为0.706，说明模型的拟合效果较好。MSR 的回归系数为-0.0730，在1%水平上显著负相关，说明高管持股比例越高，管理层与股东的代理冲突越小。高管原本只是是公司战略的执行者，高管持股后具有战略制定者和战略执行者的双重身份，高管自身利益与股东利益得到大部分的统一，高管通过逆向选择为自己谋利的动机大大降低，由于股东与管理层的信息不对称矛盾得到缓解，股东也不需要通过外部高收费审计解决代理问题。这与假设1 相符合。

4.3.2 商誉金额与审计费用的回归分析

模型2 的拟合优度检验判定系数R2 数值为0.708，说明模型的拟合效果较好。从表4 中可以看出，Gwa 的回归系数是0.0244，在1%水平上显著负相关，表示商誉金额积累较多的公司在会计计量和确认上会有更多的不确定性，这种不确定性将会使得公司面临的审计费用也相应提高。审计师在评估风险时，对商誉金额确认较多的公司会增加审计投入从而增加审计费用。这与假设2 相符合。

表4 回归结果

4.3.3 商誉金额、高管持股与审计费用的回归分析

模型3 的拟合优度检验判定系数R2 数值为0.708，说明模型的拟合效果较好。高管持股与商誉金额的交叉项MSR*Gwa 回归系数为-0.0186，表明高管持股对商誉金额与审计费用的正相关关系具有负向调节作用。高管持股比例越高的公司，商誉金额对审计费用的影响有所削弱。确认商誉的公司带来了经营风险、增加了利润操作的可能性从而增加了审计风险进而面临高额审计费用，而高管持股后，降低了通过商誉金额计量舞弊的动机。高管持股比例越高，商誉计量舞弊动机越低，则审计风险越低、审计收费也较低。这进一步验证了假设3。

4.3.4 控制变量与审计费用

净资产收益率（ROE）与审计费用负相关，说明净资产收益率高的公司经营风险较低，审计费用较低。资产负债率（LEV）与审计费用正相关，负债率高的公司财务风险较高，审计师会提高审计收费补偿其承受的审计风险。企业成长性（GW）、企业规模（SIZE）与审计费用（AF）正相关，成长速度较快规模较大的企业，业务较为复杂，审计师需要投入大量的人力、物力分析其业务程序的规范性因而审计收费较高。事务所规模（AS）与审计费用正相关，规模较大的会计师事务所审计流程较中小事务所更规范相应投入的成本也较高，审计收费较高。

4.4 稳健性检验

为让上述实证分析结果更为稳健，本文进行了稳健性回归结果检验。在原有假设和模型基础上按照市场类型变量（markettype）进行分组回归，分别比较了三种情况下，即上证A 股、深圳A股和创业板公司中商誉金额、高管持股对审计费用的影响。分组回归结果显示，高管持股与审计费用负相关、商誉金额与审计费用显著正相关，且高管持股对审计费用具有负向调节作用，这说明了即使在不同类型市场中的上述实证分析结论仍然有效。

5 结论及建议

（1）高管持股与审计费用负相关。高管持股实现了管理者和股东的双重身份，使得高管和股东在公司利益上在较大程度上达到一致性，从控制企业营业成本角度考虑，管理层会优先选择审计费用较低的会计师事务所。另一方面，高管股权激励在一定程度上缓解代理冲突，使公司的内部控制更有效，会计信息质量更高，也降低了审计风险，从而降低了审计费用。

（2）商誉金额与审计费用正相关。商誉金额较高的公司，由于商誉计量带来了会计计量的复杂性和不确定性，一方面审计师为了控制审计风险需要投入更多的审计成本，高投入的审计成本必然会转嫁给被审计单位从而带来高额审计费用，另一方面需要通过较高的审计收费补偿这种较高的审计风险。

（3）高管持股负向调节商誉金额与审计费用的关系，即高管持股比例越高，商誉金额与审计费用的正向关系越弱。在商誉金额确认占比较高的公司采用高管持股的股权激励后可以降低审计费用。由于高管持股降低了股东与管理层之间的冲突，对外部高质量审计的需求降低，则审计费用较低。高管持股比例较高的公司，降低高管通过商誉金额确认和计量舞弊的动机，审计风险降低，审计费用下降。

根据研究结论，提出以下建议：

（1）规范商誉金额的确认和计量，对商誉金额的初始计量中涉及到不可以单独计价的商誉放进资产组计量的问题应具体列出参考情况，降低商誉金额在计量时的不确定性，降低企业的审计费用。

（2）鼓励企业采用股权激励手段限制高管的逆向选择，缓解管理者和股东的代理冲突，降低管理者通过会计舞弊粉饰业绩的动机，提高会计信息的可靠性，降低审计风险，从而降低审计费用。

（3）规范审计市场的收费，提高审计合谋的惩处力度，防范审计意见的购买等舞弊行为。