以上结果在经过内生性检验、变量替代后仍然稳健。本文结论丰富了审计定价、商誉减值等相关文献,为上市公司、 会计事务所等决策行为提供科学依据。关键词商誉减值审计费用财务风险违规风险—、引言
1o大部分上市公司巨亏就是由于当年 为会计事务所、监管部门和上市公司
2018-2019年，困扰上市公司 计提了大额的商誉减值■,女口：东方精 的政策制定及决策提供科学的依据O最大的问题主要有两方面：一是股权 T2018年亏损38.76亿元，而其当
质押爆仓问题，二是商誉减值“暴雷”
年计提了 38.86亿元的商誉减值损失； 二、理论孰与研究假设问题。在2018年的年报预披露公告 掌趣科技2018年的亏损额为31.5亿 围绕本文研究话题，本文拟从以 中，天神娱乐预亏75亿元排在首位，
元，而其当年计提了 33.8亿元的商誉
下三个方面进行文献回顾：一是审计 深交所专门对公司进行了问询。而预 减值损失。定价影响因素的文献回顾；二是商誉
亏大于30亿元的公司多达8家，预
高额商誉及商誉减值损失现象引
及商誉减值的文献回顾；三是商誉减 亏在10亿元以上的公司竟然高达60 起了媒体、政府监管部门、投资者等 值对审计定价的影响分析。家，预亏大于1亿元的多达120家。
多方关注，也得到学者们的广泛关注，
1.审计定价影响因素的文献分析更有甚者，其预亏金额超过了公司目 成为近期学者们关注的热点话题。本
已有文献从审计师特征、公司内 前的股票市值，包括天神娱乐、华映 文以2013-2018年我国上市公司为 部治理水平等角度探讨其对审计定价
科技、华业资本、利源精制等。分析 样本，研究了商誉减值对审计定价的 影响的文献较多。在会计事务所或审
其中的原因，发现亏损大部分来自于 影响，结果发现：公司商誉减值越多，
计师特征方面，有学者认为会计师事 当年计提了大额的商誉资产的减值准
审计定价越高。影响机制的探讨发现： 务所在某个行业具有经验或专长时，
备，而大额的商誉减值准备来自于公
公司商誉减值越多时，公司的财务风
越容易识别公司的风险，因而审计定 司前几年的多起高溢价并购，导致公 险和违规风险越大，因而审计定价越
价可能越低(王守海等，2017) o
司累计了大量的商誉，如:2018年年 高。以上结果在经过内生性检验、变 Abbott (2003)研究发现审计委员会
末，商誉金额累计超过40亿元的有 量替代后仍然稳健。本文结论丰富了
的独立性和财务专业知识与审计定价 上海莱士、万达影院、东方精工等多 审计定价' 商誉减值等相关文献，为
显著正相关。Bell (2011 )研究发现 家上市公司。根据东方财富统计报告， 上市公司' 会计事务所等决策行为提
审计人员感知的业务风险与审计定价
2014-2018年年末，我国上市公司每 供科学依据。显著正相关。Cahan和Sun (2015) 年年末的商誉总额快速增长，从2014
本文主要有以下几点贡献：第一， 研究发现审计师的经验与审计定价显
年年末的3441.01亿增长到2018年 本文研究了商誉减值对审计定价的影
著正相关。Andre (2016)硏究发
年末的1.31万亿元，2016. 2017
响，丰富了商誉减值经济后果的相关 现联合审计与审计定价显著正相关。 和2018三年增长较为迅速。商誉减 文献，并拓展了审计定价影响因素的
在公司治理水平方面，有学者认为当
值额从2014年的33.41亿元增长到
研究视角。第二，本文对商誉减值影 公司的治理水平较高时，公司的财务
2048年的1537.72亿元,具体见表 响审计定价的机制进行了探讨，能够 风险和内在风险越低，因而审计定价
61www cicp・ orgvnCICPA可能越低（Simunic, 1980 ） o而当
表1 2014-2018年上市公司年末商誉及商誉减值情况
报告期（单位:亿元）净利润规模高管具有学术经历或财务经历时，其 内部控制水平越高，因而公司的固有
商誉1.3万商誉减值净资产27.86 万25.15 万21.83 万商誉占净资 商誉减值占净资 产比例（%）4.705.22产比例（%）商誉减值占净 利润比例（％）6.7720181537.72321.49148.520.550.130.070.050.022.27 万2.29 万1.92 万风险越低，审计定价越低（沈华玉等， 2017201620151.31 万1.06 万1.400.770.550.21
2018） o Carcello 等（2002）研究
发现董事会独立性、勤勉和专业知识
4.873.626506.813441.0198.3333.4117.97 万14.43 万1.78 万1.62 万20142.38与审计定价具有显著的正相关关系。
表2因变量.自变量和控制变量说明名称及计算说明 ：Gul （2003）研究发现可操控应计盈
余与审计定价显著正相关。Gul（ 20仃）
AP上市公司审计定价，等于审计费用取自然对数研究发现管理层能力越强，财务困难 企业的审计定价越高，非财务困难企
GWFIR商誉减值，等于商誉减值除以商誉总额第一大股东持股比例，等于第一大股东持股数量除以总股数LNALEV公司规模，等于上市公司总资产的自然对数业的审计定价越低。资产负债率，等于总负债除以总资产2. 商誉及商誉减值的文献回顾在国内，大部分文献从问题、对
ROABS1总资产回报率，等于净利润除以总资产董事会规模，等于董事会总人数独立董事比例，等于独立董事人数除以董事会总人数IPINDYEAR策建议和案例分析的角度对商誉及商
行业虚拟变量年度虚拟变量誉减值问题进行了分析。林子昂和钱 淑琼（2019）以天神娱乐为例，研究
发现商誉减值不利于资本市场的稳定，
1变量楠APGWFIR表3描述性统计分析样本量均值11.3420.472标准差最小值000.08617.67425分位11.743中位数12.16275分位12.431最大值I12662126621266212662126621266212662126623.1240.2610.1841.42115.2611会带来负向的市场反应。胡凡和李科
0.1680.23919.6430.3810.35720.3680.6820.48121.162（2019）研究认为公司股价被高估
时，更容易促使公司进行并购，而此
0.36920.3610.4690.76325.461LNALEV0.2630.1690.0480.2940.4290.019
0.6180.0360.873时并购的溢价可能越高，导致公司的 商誉较高，商誉减值风险加大。刘爱
ROABSIP0.028-0.1315-0.01680.3330.1868.5410.3761.7320.14890.333
100.391150.5480.261
明和黄媛媛（2019）研究发现高管中 女性比例与商誉减值存在非线性关系，
表4主要变量的相关关系分析AP呈倒U型，独立董事比例能够显著提 高公司商誉减值损失，审计师声誉能 够显著降低商誉减值损失。王仁平和 张旻逸（2019）对近期商誉“暴雷”
GWFIRLNALEV0.592***ROABS0.100***0.110***IP0.090***-0.130***APGWFIR10.276***1-0.162***0.124***0.067***0.074***0.032***10.164***0.037***0.035***0.197***-0.160***0.165***0.189***1-0.070***-0.144***10.031***0.180***0.065***0.0080.250***-0.130***0.020**LNA0.025***0.191***-0.062***0.101***-0.0090.317***-0.019**0.042***现象进行分析，对目前会计准则中商 誉减值测试方法的优劣进行了探讨。 王军辉（2019）以实例对并购后标的
LEV-0.166***0.196***-0.020**ROABSIP0.042***0.128***-0.069***0.071***-0.422***0.322***0.048***10.154***-0.009-0.355***0.0100.012-0.0041公司的新增产能的商誉减值测试问题
-0.041***-0.174***0.016*-0.023***-0.350***1进行探讨，并对不同处理方法进行了
注：***、**、*分别代表0.01, 0.05和0.1水平上显著。探讨。韩宏稳等（2019）以2008- 商誉增加与股价崩盘风险没有显著的 关系，而商誉减值提高了公司的股价 崩盘风险。综上所述，目前关于商誉
形成的，对标的公司未来盈利潜力的 期的盈利潜力时，商誉减值就较少。但当标的公司未来的发展及盈利达不
大。商誉资产由于不用每年计提折旧， 试是公司自己完成和判断，虽然要遵
2016年的上市公司为样本，研究发现 预期，当标的公司能够达到商誉所预 但每年需要进行减值测试，而减值测
从一定的标准，但有较大的操纵空间，
到商誉所预期的潜在收益时，商誉 因而商誉减值测试和商誉减值的计提 存在很大的不确定性，对公司的盈余 管理风险和财务风险带来较大的挑战
及商誉减值经济后果的实证研究较少。减值计提较多，对上市公司当年的
3. 商誉减值对审计定价的影响那么商誉减值如何影响审计定价
利润带来较大的冲击（Gu和Lev,
2011 ） o —般来说，当商誉减值越多
时，其财务风险和盈余管理的风险越
（卢煜和曲晓辉，2016）, 一般来说，
呢。商誉是上市公司在溢价并购中所当公司的盈余管理风险或财务风险越62学术研兖CICPA高时，审计定价越高。同时，当公司
表5随机效应和固定效应模型回归结果的商誉越高，商誉减值损失计提可能 随机效应固定效应越高，如果如实披露，将对公司的股
(1)(2)APt+1AP t+i价带来较大的影响，因而，大部分公 GWt0.841***1.015***司会隐藏相关信息，进而导致公司的 (5.681)(5.261)0.063**0.104**各种违规行为发生，提高了公司的固
FIRt(2.112)(2.008)有风险，进而提高了审计定价，基于此， LNAt0.076***0.287***(2.821)(3.173)本文提岀如下假设:LEV’0.158***0.193***(7.369)(3.862)H1：其他条件不变时，公司的商
ROAt-0.064**-0.019**誉减值与审计定价显著正相关。(-2.159)(-2.048)BSt-0.053**-0.038**(-1.198)(-2.017)三、硏究模型与变量选择IPt-0.128***-0.328***(-3.614)(-2.738)（-）研究鯉cons2.716***4.162****(3.169)(4.328)为了检验H1的正确与否，采用
YEAR控制控制模型（1 ）进行回归检验。IND控制控制APt+1=a +p*GWt+8 * CONTt+YEAR +IND+eN1266212662（1）
Adj-R20.1320.119模型（4 ）中，AP表示审计定 注：***、\"、*分别代表0.01、0.05和0.1水平上显着，所有模型都采用稳健性标准误。价，一般用审计费用的自然对数衡
量。GW代表公司的商誉减值多少，
表6信息风险和违规风险的影响机制分析(1)⑵一般用商誉减值数额的自然对数衡
INFt+1WGRt+1量。CONT代表模型中的控制变量。
GWt0.028***0.012**(2.936)(2.064)YEAR和IND分别用于控制行业和
FIRt-0.016***-0.026年度。(-3.462)(-1.062)-0.012***-0.128***样本选择如下：剔除金融类、公 LNAt(3.428)(-4.163)共事业类、（*）ST类上市公司；剔 LEX-0.002-0.041***(-0.693)(-3.173)除因变量、自变量或控制变量缺失的 ROAt0.016***-0.014(5.329)(-0.832)样本，共得到12662个年度一个体样 BS.0.069***0.174***本，本文数据来自于国泰安数据库。(4.162)(3.281)-0.058***-0.218***（二）因变量和自变量的定义IPt(-4.061)(-3.062)1. 审计定价Constant0.621***0.183***(3.261)(3.043)借鉴沈华玉等（2018）的研究， YEAR控制控制拟采用审计费用的自然对数衡量审计 IND控制控制定价。N1266212662Adj-R22. 0.1630.142商誉减值注：***、**、*分别代表0.001, 0.01、0.05和0.1水平上显著。所有模型都采用稳健性标淮误。本文拟采用商誉减值的比例衡量 商誉减值，根据国泰安数据，其计算
（ROA）、董事会规模（BS）、独 0,说明样本中各公司的审计定价差异
公式为商誉减值数额除以商誉总额。立董事比例（IP）、年度（YEAR） 较大。商誉减值GW的均值为0.472,
3. 控制变量和行业（IND）,具体见表2。标准差为0.261,最大最小值为1和
根据审计定价影响因素的已有文 （三）描述性统计分析0，说明样本中各公司商誉减值比例
献，本文还控制了第一大股东持股比
描述性统计分析结果见表3,审 约为47.2%,各公司的商誉减值差异 例（FIR）、公司规模（LNA）、资 计定价的均值为11.342,标准差为
较大。第一大股东持股比例的均值为
产负债率（LEV）、总资产回报率3.124,最大最小值分别为15.261和 0.369,标准差为0.184,最大最小
63www.ctcpa org coCICPA值分别为0.763和0.086,说明我国 上市公司第一大股东持股比例的均值
表7因变量和自变量替代的回归结果分析自变量賈代因变量替代固定效应较高，股权集中度相对较高。独立董 事比例IP的均值为0.376,标准差为
随机效应(1)随机效应(3)固定效应(2)APg(4)APPz0.148,最大最小值分别为0.548和
APzGWLNtGWtFIRtAPPz0.261,说明上市公司独立董事比例
的均值超过了政策规定的1/3o其他
0.165***(5.128)0.095***(4.264)--0.012***(4.186)-0.009***(3.592)-0.066(-0.818)-0.226*(-1.876)-变量的均值、最大最小值等分布比较 合理。-0.048(-0.841)0.718**(2.063)0.168***(7.471)-0.073(-0.732)0.611(0.467)-0.056(-0.431)0.368(1.182)0.248***(4362)LNAt四、实证结果分析（一） 主要变量的相关关系LEVt0.135***(6.092)-0.026(-0.388)-0.356(0.689)-0.312(-0.712)0.341***(4.162)回归分析之前，本文对主要变量 之间的相关关系进行分析。表4中， 对角线左下方的是Pearson相关系
ROAtBStIP._cons0.018(0.935)-0.422**(-1.980)0.022(1.273)-0.612**(-2.175)-0.019*(-1.856)-0.562***(-3.592)数及其显著性，对角线右上方的是
-0.524*(-1.845)-0.027(-0.628)-0.792(-1.332)3.601***(3.644)-0.312**(-3.112)Spearman相关系数及其显著性。结
果表明：公司审计定价与商誉减值在
0.033*(1.859)控制控制12662-1.086(-1.150)控制控制0.01水平上显著正相关，说明在没有
考虑其他控制变量的影响时，商誉减 值提高了公司的审计定价，支持H1。
YEARIND控制控制126620.116控制控制NAdj-R212662126620.0970.1200.085控制变量中，FIR、ROA和IP与审 计定价显著负相关，LEV与审计定价
注：***、**、*分别代表0.01、0.05和0.1水平上显著。所有模型都采用稳健性标准误。显著正相关。表8 OLS和双重聚类分析OLS双重聚类（二） 面板固定效应和面板随机(1)(2)AP t+1AP“相关关系分析没有考虑控制其他 变量，因而结果并不一定科学稳健， 因此，需要通过面板固定效应和随机 效应对模型进行回归分析。表5是面
GWt0.214***(3.481)0.316(0.621)0.184**(2.082)0.261(1318)0.216***(4.248)FIRtLNAt板固定效应和面板随机效应的回归结 果，第（1）列是面板随机效应的回归
LEVtROAtBSt-0.108(-1.234)-0.056(-0.812)0.007(0.742)0.062(0.431)-1.191***(-6.321)-0.047(-0.759)0.612***(3.612)分析，结果表明：公司商誉减值与审 计定价在0.01水平上显著正相关，即
商誉减值显著提高了审计定价，支持
-0.108(-0.589)-0.312**(-2.312)H1O第（2）列是面板固定效应的回
归分析，结果表明：公司商誉减值与 审计定价在0.01水平上显著正相关， 即商誉减值显著提高了审计定价，支 持屮。控制变量中，第一大股东持股
IPtcons3.183***(3.289)控制控制1.261(0.412)控制控制YEARINDNAdj-R2比例、公司规模和资产负债率至少在
12662126620.05水平上显著提升了审计定价。而
公司资产回报率、董事会规模和独立
0.2100.073注：***、**、*分别代表0.001, 0.01. 0：05和0.1水平上显著。64研CICPAwww.cicpa org.cn董事比例至少在0.05水平上显著降低 结果，第（2）列是面板固定效应的回
值越多，审计定价越高。影响机制的
了审计定价，这些结果与已有研究和 实际情况基本吻合。（三）信息风险和违规风险的影 响机制分析归结果，结果显示：GWLN与审计定
探讨发现：公司商誉减值越多时，公 司的信息风险和违规风险越大，因而
价在0.01水平上显著正相关，支持
H1o因变量替代中，本文拟采用审计 公司的审计定价越高。以上结果在经
费用除以主营业务收入APP作为审计 板随机效应的回归结果，第（4）列是
过内生性检验、变量替代后仍然稳健。 本文结论丰富了审计定价、商誉减值
回归分析结果表明商誉减值能够 定价AP的替代变量，第（3 ）列是面 提高审计定价，那么，商誉减值影响 息风险和违规风险探讨了商誉减值影
等相关文献，为上市公司、会计事务
审计定价的机制有哪些呢？本文从信 面板固定效应的回归结果，结果显示： 所等决策行为提供科学依据。本文通过研究商誉减值对公司审 计定价的影响，得出如下启示：第一，
GW与APP在0.01水平上显著正相
关，支持H1 o响审计定价的机制。模型（2）用于检
验信息风险的影响机制。WFt+1=a+^GWt+Y*CONTt+YEAR+IND+E（2）（二）OLS和双重聚类分析商誉及商誉减值作为近期热点问题， 会给上市公司带来哪些经济后果呢？ 本文研究发现商誉减值能够提高公司 的审计定价，因而，公司管理层应该
为了检验模型的稳健性，本文拟
公式（2）中，INF表示公司的信 息风险，本文用可操纵性应计盈余的 绝对值来衡量，1NF越大，代表公司 的可操控应计盈余越大，因而信息风
采用OLS对模型进行重新回归，具体 见表8第（1 ）歹」。结果表明：公司
商誉减值与审计定价在0.01水平上显
意识到商誉减值给公司带来的负面及 不利影响，找到消除不利影响的有效
著正相关，支持此外，模型中可能存在异方差 等问题，因而，本文采用双重聚类
方法。第二，本文研究结论发现商誉 减值通过提高了公司的信息风险和违
险越大。模型（3 ）用于检验违规风险
影响机制。WGRt+J=a+p*GWt+y*CONTt+YEAR+IND+E（3）（样本个体和年度两个维度的聚类）
对模型进行重新检验（沈华玉等，
规风险，进而提高了审计定价。通过 影响机制的梳理，能够为以后相关研 预防商誉减值带来不利影响提供解决 问题的思路和方法。女口：通过提高公
公式（3）中，WGR表示公司的 违规风险，如果有违规行为，取值为1, 否则取值为0。信息风险和违规风险的影响机制
2017）,结果见第（2）列，表明商 究提供指导和借鉴，而且能够为公司
誉减值与审计定价在0.05水平上显著
正相关，支持H1。司内部治理水平能够降低信息风险或 违规风险，进而降低商誉减值带来的
分析如表6,第（1 ）列是信息风险 六、硏究结论与启示影响机制分析，结果表明：商誉减值 与信息风险在0.01水平上显著正相 险。第（2）列是违规风险影响机制分
本文以2013-2018年我国上市 公司为样本，研究了商誉减值对审计
不利影响。作者单位：华北电力大学经济与管理学院关，即商誉减值提高了公司的信息风 定价的影响，结果发现：公司商誉减
析，结果表明：商誉减值与违规风险
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ACADEMIC RESEARCH 65
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