上市公司并购商誉与异常审计收费——基于年报问询函中介作用的分析

王文姣 傅 超

(1.四川农业大学 管理学院，四川 成都 611130；
2.四川大学 博士后科研流动站，四川 成都 610065；
3.杭州电子科技大学 会计学院，浙江 杭州 310018)

自2014年起，我国上市公司的商誉资产呈现明显的增长趋势。据CSMAR统计数据显示，2014年末我国A股上市公司资产负债表列示的并购商誉资产为0.331万亿元，而截至2020年末该资产已达到1.199万亿元，增幅高达262.24%。商誉的账面价值是基于交易对价和被购买方可辨认净资产的公允价值而确认的，但由于并购信息缺乏充分披露，商誉确认过程充满了主观性和随意性[1]，并购方更容易高估确认巨额商誉资产[2][3]，从而形成并购商誉泡沫，使商誉成为并购风险的“蓄水池”。面对商誉资产会计信息的严重“水分”，作为承担财务报表重大错报连带责任的“担保人”，审计师扮演着十分关键的角色。近年来，关于公司并购商誉资产[4][5]、超额商誉[6]、并购商誉减值[7][8]与审计收费之间的关系受到学者的广泛关注，他们发现两者之间存在正向关系的一致结论，并主要从审计投入成本的视角加以验证。但审计费用作为审计师提供审计服务的报酬和承担潜在风险的补偿[9]，其对审计质量的影响，众多学者持有不同的观点[10][11]，尤其是异常审计收费往往被视作审计师收取高额风险溢价，与客户公司达成合谋的表征[12]。因此，基于风险溢价补偿的视角，公司并购商誉对异常审计收费会产生怎样的影响？这是本文首先要明晰的问题。

此外，并购商誉减值不充分仍然是资本市场普遍存在的现象[2][13]，究其原因：一是并购交易活动的复杂性与信息不透明导致商誉资产后续计量往往缺乏充分的依据和明确的标准[2]；
二是因商誉资产操纵导致审计失败时，会计师事务所面临的民事赔偿风险很低，监管处罚代价较小，导致审计师对商誉资产风险关注不足。面对审计监督可能缺位的现象，证券交易所引入一种创新监管模式——问询函。上海证券交易所(以下简称“上交所”)和深圳证券交易所(以下简称“深交所”)一旦对上市公司年报信息披露过程中的敏感风险事件存疑，则会要求上市公司及时回函以对关键信息进行解释说明或者补充披露，同时还可能要求年报审计师核查相关事项并发表专项意见。年报问询函的风险预警作用，往往被审计师视作审计风险信号，这无疑增强了审计师的风险感知，从而影响审计师行为[14][15]。那么，并购商誉是否会使公司更容易收到证券交易所的年报问询函，进而影响异常审计收费？目前研究尚未有结论。鉴于上述分析，本文以2014-2020年A股上市公司为研究样本，从风险溢价补偿的视角考察公司并购商誉与异常审计收费的关系，并分析商誉相关年报问询函监管在两者关系中的中介作用。回答上述一系列问题不仅有助于进一步理解并购商誉与审计收费的关系，还从非处罚性监管视角拓展了两者之间作用机制的研究，为深化认识问询函监管与审计监督之间的关系提供了新视角，对有效应对并购商誉风险具有一定的参考价值。

相较于已有研究，本文的边际贡献在于：第一，为重新认识公司并购商誉与审计收费之间关系提供新视角。已有研究多从审计投入成本的角度解读并验证并购商誉与审计收费之间的关系，而本文着重从风险溢价补偿的角度，认为并购商誉对异常审计收费的正向影响可能蕴藏着审计意见购买动机，并进一步从审计意见的角度给予了验证，这对深入理解审计服务供求双方之间的定价提供了新的启示；
第二，拓展了并购商誉影响审计收费的作用机制研究。现有文献从公司内部风险以及审计师的角度验证并购商誉与审计收费之间的作用机制，本文则基于非处罚性监管视角，从年报问询函入手探讨了公司并购商誉影响异常审计费用的作用机制，在拓展了问询函监管领域研究视野的同时，丰富与深化了对并购商誉与审计收费之间关系的认知与理解；
第三，有助于重新审视问询函监管与审计监督之间的关系。本文基于非处罚性监管视角，分析了商誉相关年报问询函监管对公司并购商誉与审计师行为之间关系的影响，在监管机构积极营造和加强有效的问询函监管环境下，为资本市场的会计风险监控提供了新的角度和依据。

(一)文献回顾

商誉泡沫已然成为影响资本市场健康运行的“地雷”，面对确认巨额商誉资产以及商誉减值不充分的情况，众多学者就其中存在的审计风险展开了研究。郑春美和李晓(2018)指出，审计师面对公司并购商誉可能带来的审计风险，会以更加谨慎的职业态度开展审计工作，导致审计收费增加[4]；
蒋尧明和杨李娟(2020)进一步验证上述关系的作用机制在于并购商誉增加了公司信息不对称程度和代理成本，进而提高了审计收费[5]。赵彦锋(2021)基于超额商誉的视角认为超额商誉通过增加经营风险和审计投入，导致审计收费增加[6]。叶建芳等(2016)则从商誉减值测试估计的角度，验证了商誉减值测试的不可核实性是并购商誉增加审计工作量及审计风险，并使审计费用提高的重要原因[7]。朱杰(2021)基于并购商誉减值的视角，从审计投入、审计收费以及审计意见方面验证了审计师对并购商誉风险谨慎的态度[8]。

上述文献验证了公司并购商誉对审计收费的正向影响，并主要从审计投入成本的视角验证两者之间的作用机制，鲜有文献从非处罚性监管的角度探讨公司并购商誉影响异常审计收费的作用机制。作为审计师提供审计服务的报酬和承担潜在风险的补偿，审计收费对审计质量的影响，众多学者持有不同的观点[10][11]，其中异常审计收费往往被视作审计师对承担潜在风险而索取的溢价补偿[12]。申慧慧等(2017)指出，异常审计收费意味着审计师与客户公司存在合谋的可能[12]，是客户公司对审计师因合谋行为而承担额外风险的补偿。李明辉和沈真真(2016)研究发现，过高的异常审计收费会降低审计质量，而过低的异常审计收费与审计质量之间不存在显著的关系[16]。

同时，近年来证监会、上交所以及深交所对上市公司信息披露的监管不断趋严，监管方式也从证监会的行政处罚性监管(事后监管)向证券交易所的非行政处罚性监管(事前监管)过渡[17]。监管问询作为一种非行政处罚性监管机制，会对上市公司信息披露的疑点进行问询，并要求上市公司进行解释、更正或者补充关键信息。其中交易所发布年报问询函不仅会对上市公司信息披露发挥直接的监督作用，同时也会向为上市公司提供审计服务的会计师事务所施加监管压力。陈硕等(2018)研究表明，年报问询函的风险预警作用会提升客户潜在审计风险，从而导致审计师收取更高的审计费用[18]，李胜楠等(2022)也得到了一致的结论[19]。米莉等(2019)进一步发现当客户公司收到与会计信息相关的问询函时,审计收费增加更为显著[20]。因此，立足于非行政处罚性监管视角，本文基于年报问询函探讨公司并购商誉影响异常审计收费的作用机制，在丰富并购商誉与审计收费相关研究的基础上，为进一步深化理解问询函监管与审计监督的关系提供新思路。

(二)并购商誉与异常审计收费

本文认为公司并购商誉资产会提高异常审计收费，其原因在于：

第一，并购商誉资产在初始确认及后续计量的过程中可能存在严重的“水分”。一方面，初始确认时商誉资产容易被高估。公司并购商誉的确认是主并方对不确定未来的预期，但因并购交易结构的复杂性和风险性，在实践中通常缺乏对并购信息的充分披露，商誉确认过程存在主观性和随意性[1]。由于巨额的商誉能够迅速扩大企业的资产规模，向市场传递正面的信号，进而帮助公司获得融资便利、股价上升等正面效应[3]，因此上市公司往往存在高估商誉资产的动机。另一方面，后续计量中商誉资产减值往往不充分。商誉资产是否真实可靠地反映了其资产价值取决于对公允价值的确认，如果活跃交易的市场价格不存在，则公允价值无法得到证实[21]。而现实中商誉的后续计量缺乏充分的依据和明确的标准[2]，商誉减值测试估计往往具有不可核实性[7]，随之产生的商誉减值不充分、不及时等问题也无法得到有效解决[22]。因此，商誉资产在确认计量的过程中很可能会累积形成商誉泡沫。

第二，并购商誉资产会增加审计师面临的潜在风险。一方面，并购商誉具有高复杂性、不确定性、高风险性的信息特质，这会降低公司盈余信息质量[8]，增加公司经营风险[6]，导致公司信息披露违规动机增强的同时还容易误导投资者决策[8][23]，这无疑加剧了审计师面临的潜在风险，审计人员必须索取额外的审计费用以获取承担潜在风险的补偿。另一方面，透明度较低的商誉资产容易成为管理层操纵的工具[24][25]，审计师因激烈的行业竞争和巨大的生存压力很可能会迎合客户公司的审计需求[12]，导致管理层更倾向于选择支付额外审计费用这种风险较低的方式实施审计意见购买。基于以上分析，本文提出假设H1：

H1：公司并购商誉资产会提高异常审计收费。

(三)并购商誉、年报问询函监管与异常审计收费

另外，本文认为年报问询函监管在公司并购商誉影响异常审计收费的关系中发挥中介作用。具体而言：

第一，并购商誉会增加公司收到商誉相关年报问询函的可能性。近年来证监会、上交所以及深交所对上市公司信息披露的监管不断趋严，监管方式也从证监会的行政处罚性监管(事后监管)向证券交易所的非行政处罚性监管(事前监管)过渡[17]。以上交所和深交所为发函主体，监管问询作为一种非行政处罚性监管机制，会针对上市公司信息披露的疑点进行问询，并要求上市公司进行解释、更正或者补充关键信息。随着资本市场商誉资产“泡沫化”风险的不断积累以及资本市场“严监管时代”的到来，沪深交易所高度关注公司商誉资产问题，近年来涉及并购商誉的年报问询函也不断增多，2020年其数量已占据当年总体年报问询函的47.772%。公司商誉资产规模越大，越容易引起监管部门对商誉资产风险的关注，收到商誉相关年报问询函的概率越大。

第二，面对商誉相关年报问询函所带来的监管压力，审计师会索取额外的异常审计费用作为风险溢价补偿。问询函监管不仅仅体现在直接对上市公司等会计主体进行监管，还可以对会计师事务所的审计监督发挥监管作用，部分问询函还会要求年报审计师核查相关事项并发表专项意见。因此，作为一项非行政处罚性监管，交易所发布问询函不仅会对上市公司信息披露发挥直接的监督作用，同时也会向为上市公司提供审计服务的会计师事务所施加监管压力。审计师将交易所商誉相关年报问询函监管所传递出的信息视为一种风险预警信号，这在一定程度上导致审计师对商誉资产相关审计风险的评估更为谨慎，审计失败后的声誉损失也将加大，审计师有理由收取更高的异常审计费用作为潜在风险的溢价补偿[18][19]。基于以上分析，本文提出假设H2：

H2：商誉相关年报问询函在公司并购商誉影响异常审计收费的关系中发挥中介作用。

(一)样本选择与数据来源

考虑到年报问询函、年报审核问询函(以下统称“年报问询函”)会直接影响年度财务报告审计师行为，并且深交所和上交所自2015年起正式公开披露上市公司上一年度年报的问询函信息，因此本文选取2014—2020年沪深A股上市公司为研究对象。由于本研究被解释变量异常审计收费需要进行提前一期处理，故其数据选取期间为2015—2020年，其余变量数据选取期间为2014—2019年。本研究剔除以下样本：(1)金融行业公司样本；
(2)被ST和PT公司样本；
(3)数据缺失的公司样本；
(4)当年发生会计师事务所变更的公司样本。本文对所有连续变量进行了1%和99%分位上的缩尾处理，避免了极端值的影响。经过上述处理，本文最终样本包含14155个公司—年度观测值。本文上市公司财务数据和审计数据来自国泰安数据库(CSMAR)和万得数据库(Wind)，证券交易所问询函数据来自中国研究数据服务平台(CNRDS)。

(二)模型设定与变量定义

参考蔡春等(2015)以及高瑜彬和毛聚(2020)的研究[26][27]，本文构建如下回归模型(1)：

AbFeei,t+1=α0+α1DumGWi,t(LnGWi,t)+∑αjControli,t+∑Ind+∑Year+εi,t

(1)

式(1)中，i和t分别表示公司和年份。被解释变量AbFeei,t+1为异常审计收费，参照高瑜彬和毛聚(2020)的研究[27]，本文以单位资产审计费用变化率指标衡量异常审计收费。并且为避免回归分析中逆向因果关系所造成的内生性问题，以及审计实务中多数上市公司当年的审计费用通常在上一年度年报审计后就已确定，故本文模型(1)中被解释变量采用t+1年的异常审计收费。解释变量企业并购商誉指标参考叶建芳等(2016)的研究[7]，分别以公司第t年末是否拥有商誉资产(DumGWi,t)以及商誉资产加1的自然对数(LnGWi,t)度量。Controli,t表示控制变量，εi,t为模型残差项。本文主要关注的系数是α1，预期α1显著大于0，表示公司并购商誉显著提高了异常审计收费水平。

控制变量Controli,t为其他可能影响异常审计收费的因素，包括：(1)企业规模(Size)，使用公司总资产的自然对数表示；
(2)总资产报酬率(ROA)，使用净利润除以总资产平均余额表示；
(3)资产负债率(Lev)，等于负债总额除以资产总额；
(4)公司成长性(Growth)，使用本年营业收入与上一年营业收入之差除以上一年营业收入表示；
(5)应收账款比率(AR)，等于应收账款除以资产总额；
(6)存货比率(Inv)，等于存货除以资产总额；
(7)市账比(MB)，等于总市值除以净资产；
(8)产权性质(SOE)，如果上市公司是国有企业，则取值为 1，否则为0；
(9)董事会会议(Bdmeet)，使用董事会会议次数的自然对数表示；
(10)股权集中度(Shrcrl)，使用前十大股东持股比例的平方和表示；
(11)公司上市年龄(Listage)， 等于公司上市年限的自然对数；
(12)是否为国内十大会计师事务所(以下简称国内“十大”)(Big10)，如果会计师事务所为国内“十大”取值为1，否则为0；
(13)是否为外资会计师事务所(Foreign)，若为外资会计师事务所取值为1，否则为0；
(14)审计意见(Optype)，若公司当年被出具非标准审计意见取值为1，否则为0；
(15)审计投入(LnDelay)，等于公司财务报表日与审计报告发布日之间间隔天数的自然对数。

为了验证假设H2，本文参考江艇(2022)一文的建议[28]，构建模型(2)研究解释变量企业商誉资产DumGW和LnGW对中介变量商誉相关年报问询函(GW_Inquire)的影响，即考察回归系数β1的显著性。

GW_Inquirei,t=β0+β1DumGWi,t(LnGWi,t)+∑βjControli,t+∑Ind+∑Year+μi,t

(2)

式(2)中，GW_Inquirei,t为中介变量，即商誉相关年报问询函指标，表示上市公司第t年年报是否收到与商誉相关的问询函，若收到此类问询函则赋值为1，否则为0。其他主要变量的界定与上文一致，在此不再赘述。

(一)描述性统计

表1报告了本文主要变量的描述性统计结果。异常审计收费(AbFee)最大值为0.995，最小值为-0.596，标准差为0.241，说明我国A股上市公司异常审计收费存在一定的差别。公司商誉变量DumGW和LnGW的最大值分别为1.000和21.770，最小值均为0，均值分别为0.568和10.233，标准差分别为0.495和9.129，说明我国A股上市公司并购商誉资产存在明显的差异。与商誉相关的年报问询函(GW_Inquire)的均值为0.033，表明约3.3%的上市公司商誉资产曾被证券交易所问询。控制变量方面，聘请国内“十大”(Big10)的均值为0.600，表明60.0%的上市公司选择聘请国内“十大”。审计意见(Optype)的均值为0.033，表明被出具非标准审计意见的上市公司比例仅为3.3%。审计投入(LnDelay)的最大值为4.787，最小值为3.526，均值为4.581，标准差为0.213。其他各控制变量结果与已有文献相似，且均在合理范围内，在此不再赘述。整体而言，本文主要变量均表现出了明显的波动性， 为回归结果的有效性奠定基础。

表1 主要变量的描述性统计

不仅如此，本文还逐年对年报问询函中涉及商誉问询的占比进行了整理，结果如表2所示。本文发现2015—2019年涉及商誉问询的占比从最初的8.772%逐年上升到52.203%，2020年该比例虽略有回调，但也达到47.772%。由此可见，近年来监管部门对企业商誉资产确认和计量问题的关注在不断增加，对商誉资产的监管日益趋严。

表2 年报问询函信息的描述性统计

(二)回归结果分析

表3第(1)～(4)列报告了本文假设H1的回归结果。第(1)(2)列是仅控制了行业和年度固定效应的回归结果，结果显示公司并购商誉DumGW和LnGW的回归系数分别为0.025和0.002，均在1%统计水平上显著。第(3)(4)列为进一步加入相应控制变量的回归结果，结果显示公司并购商誉DumGW和LnGW的回归系数分别为0.021和0.001，依然均在1%统计水平上显著。上述结果表明，相较于没有商誉资产的公司，审计师对有商誉资产的公司会收取更高的异常审计费用；
同时，公司商誉资产规模越高，审计师收取的异常审计费用越高。从经济意义上看，公司并购商誉DumGW和LnGW每增加1单位标准差，会使得异常审计收费的平均提高幅度相当于样本标准差的4.313%(0.021×0.495/0.241)和3.788%(0.001×9.129/0.241)，支持了本文的研究假设H1。

表3 公司并购商誉、年报问询函监管与异常审计收费

表3第(5)(6)列报告了本文假设H2的回归结果，结果显示，公司并购商誉DumGW和LnGW的回归系数均在1%统计水平上显著为正，即商誉资产会提高企业收到商誉相关年报问询函的概率，而商誉相关年报问询函会提高审计师面临的潜在风险，从而导致审计师收取更高的审计费用。上述结果说明，商誉相关年报问询函在公司并购商誉资产与异常审计收费的关系中发挥中介作用，验证了本文的研究假设H2。

以上回归结果表明，公司并购商誉资产使审计师面临更高的潜在风险，审计师通过收取额外的审计费用作为风险溢价补偿。同时，从年报问询函监管视角探讨并购商誉与异常审计收费之间的作用机制发现，公司并购商誉会引起证券交易所对商誉资产的关注并发函询问，即并购商誉使得公司收到商誉相关年报问询函的概率提高，这将增加审计师面临的监管压力，从而对并购商誉潜在风险感知更为敏感，进而提高异常审计收费。

(三)内生性分析与稳健性检验

为了保证上述结论的可靠稳健，本文从以下几方面进行检验：

1.内生性问题。由于可能存在不可观测因素影响并购商誉与异常审计收费，因此本文的研究结论可能受到遗漏变量等内生性问题的干扰。本文参考周泽将等(2019)的研究[29]，使用工具变量法(IV)，以同年同行业所有其他公司的商誉均值作为工具变量(IV_LnGW)再次进行回归，回归结果如表4所示。在第一阶段，将企业商誉(LnGW)对工具变量(IV_LnGW)以及控制变量进行回归，估计出预测值(LnGW_hat)。在第二阶段，分别将异常审计收费(AbFee)和商誉相关年报问询函(GW_Inquire)对预测值(LnGW_hat)以及控制变量进行回归。表4第(1)列为第一阶段回归结果，结果显示企业商誉工具变量(IV_LnGW)与企业商誉(LnGW)的回归系数为0.916，且在1%统计水平上显著，与本文预期相符。工具变量检验结果显示，Kleibergen-Paap LM值在1%水平上显著，表明估计结果不存在识别不足问题；
Kleibergen-Paap Wald F值远高于10%水平的Stock-Yogo临界值16.380，通过了弱工具变量检验。以上结果表明企业商誉工具变量(IV_LnGW)是有效的。第(2)列为第二阶段回归结果，结果表明企业商誉(LnGW_hat)的回归系数在1%统计水平上显著为正，这说明本文假设H1的结论在进一步控制内生性问题后依然成立。同样地，表4第(3)(4)列结果表明，假设H2的结论在克服了内生性问题后依然稳健。

表4 内生性分析：工具变量法(IV)

2.自选择偏差问题。上文结论可能还受到会计师事务所选聘决策的干扰，即拥有商誉资产以及商誉资产较多的公司会主动选择以高额异常审计收费作为审计风险溢价补偿的会计师事务所。为了排除这一干扰，本研究采用倾向得分匹配法(PSM)进行配对处理，根据上市公司是否拥有商誉资产构建实验组(有商誉资产)和控制组(无商誉资产)，选择企业规模(Size)、总资产报酬率(ROA)、资产负债率(Lev)、公司成长性(Growth)、产权性质(SOE)、公司上市年龄(Listage)、两职兼任(Dual)、第一大股东持股比例(FirstShare)、董事会规模(BoardSize)以及独立董事比例(Indpend)作为协变量，在卡尺ε=0.01范围内使用1∶1无放回最近邻匹配方法得到处理组和控制组的匹配样本，并对上文研究假设进行重新估计，回归结果如表5所示。第(1)(2)列结果表明，企业商誉DumGW和LnGW的回归系数分别为0.022和0.001，且均在1%统计水平上显著，假设H1结论稳健。第(3)(4)列结果表明，企业商誉DumGW和LnGW的回归系数均在1%统计水平上显著为正，假设H2结论稳健。

表5 稳健性检验I：自选择偏差问题

3.替换解释变量。参考蒋尧明和杨李娟(2020)、李丹蒙等(2018)的研究[5][30]，本文以经过资产标准化后的商誉规模(GW_Asset)以及当年新增商誉资产除以年末总资产账面价值(GWadd)替换上文解释变量DumGW和LnGW进行检验，回归结果如表6所示。第(1)(2)列回归结果表明，企业商誉GW_Asset和GWadd的回归系数均在1%统计水平上显著为正，假设H1结论不变。第(3)(4)列结果表明，企业商誉GW_Asset和GWadd的回归系数均在1%统计水平上显著为正，本文假设H2结论稳健。

表6 稳健性检验II：替换解释变量

4.替换被解释变量与中介变量。参考袁东任和汪炜(2015)的研究[31]，本文采用回归残差法构建异常审计收费指标(AbFee_residual)，以回归残差值作为审计收费的异常值；
同时，以公司当年收到商誉相关年报询问函次数加1后的自然对数(GW_Inquire_N)替代商誉相关年报问询函哑变量(GW_Inquire)再次进行检验，回归结果如表7所示。第(1)(2)列结果验证了本文假设H1，第(3)(4)列结果表明本文假设H2结论稳健。

表7 稳健性检验III：替代被解释变量与中介变量指标

由上文理论分析可知，并购商誉具有高复杂性、不确定性、高风险性的信息特质，这使得审计师面临着较高的审计风险，审计人员往往通过收取更高的异常审计费用以补偿所承担的潜在风险。考虑到我国审计市场属于买方市场，会计师事务所面临激烈的市场竞争，会计师事务所的谈判地位以及议价能力相对较弱[12]。同时，我国以往的外部监管对会计师事务所和注册会计师的商誉资产审计失败的关注不足，处罚代价较小，所以会计师事务所往往更愿意收取高额审计费用以补偿风险，审计师为此甚至可能发表具有倾向性的审计意见[32]，与客户公司达成合谋[12]。因此本文进一步从审计意见的视角，基于异常审计收费分组探讨公司并购商誉对审计师行为的影响差异。本文构建如下模型(3)：

Optypei,t=γ0+γ1DumGWi,t(LnGWi,t)+∑γjControli,t+∑Ind+∑Year+υi,t

(3)

式(3)中，Optypei,t表示审计意见，当期被出具非标准审计意见时取值为1，否则为0。Controli,t表示控制变量，具体包括企业规模(Size)、总资产报酬率(ROA)、资产负债率(Lev)、公司成长性(Growth)、应收账款比率(AR)、存货比率(Inv)、市账比(MB)、产权性质(SOE)、董事会会议(Bdmeet)、股权集中度(Shrcrl)、公司上市年龄(Listage)、是否为国内“十大”(Big10)、是否为外资会计师事务所(Foreign)以及审计投入(LnDelay)等。变量的界定与上文一致，在此不再赘述。异常审计收费分组以同年同行业公司异常审计费用的中位数为判断标准，当公司异常审计费用高于同年同行业公司异常审计费用的中位数时为高异常审计收费组，反之为低异常审计收费组，实证结果如表8所示。

表8 公司并购商誉、异常审计收费与审计意见

表8第(1)(3)列结果显示，在高异常审计收费组中，企业商誉资产DumGW和LnGW的回归系数分别为-0.669和-0.039，且均在1%统计水平上显著；
第(2)(4)列回归结果表明，在低异常审计收费组中，企业商誉资产DumGW和LnGW的回归系数均为正，但都不显著，即相较于异常审计收费较低的会计师事务所，异常审计收费较高的会计师事务所对拥有商誉以及商誉资产越多的公司出具非标准审计意见的概率越低。以上回归结果表明，拥有并购商誉以及商誉资产较多的公司更愿意支付高额异常审计费用以实施审计意见购买，从而规避高质量审计监督；
会计师事务所则收取高额异常审计费用以补偿因发表具有倾向性的审计意见而可能承担的潜在风险。

此外，已有研究表明年报问询函监管对审计师与公司管理层的合谋意愿具有明显的抑制作用[33][34]，因此，本文基于异常审计收费较高的研究样本，从年报问询函监管视角出发，构建模型(4)和模型(5)研究商誉相关年报问询函监管对并购商誉加剧公司实施审计意见购买的影响。

GW_Inquirei,t=Ø0+Ø1DumGWi,t(LnGWi,t)+∑ØjControli,t+∑Ind+∑Year+ζi,t

(4)

Optypei,t=φ0+φ1DumGWi,t(LnGWi,t)+φ2GW_Inquirei,t+

∑φjControli,t+∑Ind+∑Year+ωi,t

(5)

模型(4)和(5)中的变量与上文一致，实证结果如表9所示。第(1)(2)列回归结果显示，企业商誉资产DumGW和LnGW的回归系数均在1%统计水平上显著为正，即在异常审计收费较高的研究样本中，公司商誉资产与收到商誉相关年报问询函的概率正相关。第(3)(4)列结果表明，在异常审计收费较高的研究样本中，企业商誉资产DumGW和LnGW的回归系数均在1%统计水平上显著为负，商誉相关年报问询函(GW_Inquire)的回归系数均在1%统计水平上显著为正，表明商誉相关年报问询函(GW_Inquire)对公司商誉资产与审计师出具非标准审计意见的概率之间的负向关系存在一定的遮掩效应，即拥有并购商誉以及商誉资产较多的公司所聘用的审计师出具标准审计意见的概率在商誉相关年报问询函监管的影响下有所降低，换言之，商誉相关年报问询函监管对并购商誉加剧公司实施审计意见购买具有抑制作用。实证结果表明，拥有并购商誉以及商誉资产较多的企业考虑到商誉相关年报问询函所带来的监管压力，会削弱其实施审计意见购买的动机，同时商誉相关年报问询函对会计师事务所审计的监督提升了审计师风险感知水平和声誉损失成本，从而降低其发表具有倾向性审计意见的可能。上述结果在一定程度上验证了商誉相关年报问询函监管的有效性。

表9 公司并购商誉、年报问询函监管与审计意见

本文立足于风险溢价补偿的视角，考察了公司并购商誉对异常审计收费的影响及其作用机制，研究发现：第一，并购商誉高复杂性、不确定性、高风险性的信息特质，使会计师事务所面临的审计风险较大，会计师事务所会收取较高的审计费用作为风险补偿，因此公司并购商誉资产会提高异常审计收费；
第二，进一步剖析企业并购商誉影响异常审计收费的作用机制发现，公司并购商誉资产会提高公司收到商誉相关年报问询函的概率，从而导致审计师面临较高的潜在风险，因此审计师会收取较高的风险溢价补偿费用；
第三，高异常审计费用还可能意味着公司对审计师因发表具有倾向性审计意见而承担额外潜在风险的补偿，这反映了上市公司可能存在通过支付高额审计费用实施审计意见购买以规避高质量审计监督的动机，而商誉相关年报问询函监管则会降低双方合谋的可能，在一定程度上验证了年报问询函监管的有效性。

本文研究结论具有较强的现实启示：第一，我国监管部门在优化注册会计师执业环境和能力，引导形成以质量为导向的会计师事务所选聘机制时，不仅要重视注册会计师行业因恶性低价竞争导致审计费用偏低的现象，也要关注过高的异常审计收费情况，这可能使审计师丧失独立性，发表具有倾向性的审计意见从而损害审计质量。第二，会计师事务所及其注册会计师因审计失败的处罚多停留在罚款以及警告阶段，行政处罚决定书中涉及商誉审计违法事实的案例少之又少，上市公司并购商誉频频“爆雷”的背后可能是会计师事务所对财务报表重大错报的“纵容”。因此，增加会计师事务所及注册会计师的违规成本，是抑制客户公司和审计师合谋的有效措施。第三，作为行政部门会计监管的重要手段，年报问询函是对社会审计监督的有益补充，公司和会计师事务所可能面临的监管问询无疑会提升审计师的风险感知，这将使审计师更加慎重地权衡审计风险溢价补偿收益和审计失败处罚成本之间的关系，让审计师真正成为维护资本市场健康发展的“护航人”。

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