超额商誉会增加审计费用吗——基于企业内外部治理机制的视角.pdf

会 计 之 友 2023 年 第 22 期一、引言党的二十大报告中强调“加快构建新发展格局，着力推动高质量发展”，要求“推动经济实现质的有效提升和量的合理增长”，达到以经济高质量发展推进中国式现代化。为了减少经济市场可能出现的“商誉暴雷”现象，促进经济市场健康有序发展，超额商誉的相关研究在近年来逐渐成为理论和实务界共同关注的热点。通常，商誉被认为是并购活动中所产生的“溢价”，其本质是为了收取未来的超额收益而提前支付的价格1，而超额商誉则是商誉中非理性且过高的部分2。2021 年的企业年报信息披露显示，有 2 383 家企业披露了商誉，其中商誉账面价值最高的金额达到了近 300 亿元。并且，72 家企业的期末商誉与净资产比率超过了 50%，其中该比率最高的企业甚至达到了 2 588.69%。数据表明，部分企业对商誉的价值评估超过了理性的范围，产生了超额商誉。深交所发布的上市公司风险分类管理办法 指出，如果企业期末商誉与企业净资产的比率超过 50%，就不能将其等级分类为“正常类”，这表明超额商誉所蕴含的巨大风险已经引起了经济市场中监管方面的重视。超额商誉可谓企业在经营发展道路上的暗礁险滩，为了进一步揭示与之相关的理论，学者愈加重视并对其广泛开展研究。现有文献表明：一方面，超额商誉的存在会增加企业的商业信用融资难度3、债务融资成本4和债务违约风险5，还会加剧企业控股股东的股权质押规模4，从而导致企业面临更大的融资约束，不利于企业资金供求的平衡和长期发展。另一方面，超额商誉会降低企业的创新能力6、全要素生产率2以及经营业绩4，从而降低企业的生产经营能力，加重企业在生产经营中的负担。因此，超额商誉的存在会给企业带来较高的风险，而审计费用的高低受到业务复杂程度、风险大小以及审计投入成本的影响7。已有文献表明，并购商誉8以及商誉减值的计提9会增加企业的审计收费。那么，不免引出疑问：商誉中非理性部分即超额商誉对审计费用会产生怎样的影响？企业内外部治理机制如何发挥作用？基于此，本文选取 20112021 年我国 A 股上市公司的数据，采用固定效应模型进行多元回归，实证分析了超【摘要】文章从企业内外部治理机制的视角，以 20112021 年我国 A 股上市公司作为研究样本，实证分析了超额商誉对审计费用的影响。研究表明，超额商誉与审计费用显著正相关，会计信息质量和分析师关注度可以缓解超额商誉对审计费用的正向影响。进一步研究发现，相比国有企业，非国有企业超额商誉对审计费用的促进作用更显著，且会计信息质量和分析师关注度的调节作用在非国有企业中更显著。在现有商誉与审计费用的研究基础上，拓展了超额商誉经济后果和审计费用影响因素的相关研究，为增加审计费用的合理性提供了经验证据，并引入产权的异质性，为治理超额商誉以及加强企业内外部治理提供一定的参考和借鉴。【关键词】超额商誉；审计费用；会计信息质量；分析师关注度【中图分类号】F239.4【文献标识码】A【文章编号】1004-5937（2023）22-0028-09基于企业内外部治理机制的视角重庆理工大学会计学院孟甜甜周雪梅彭启发【基金项目】重庆市教委人文社科规划项目“基于产教融合的大学生双创生态圈构建研究”（20SKGH164）；重庆市高等教育教学改革研究项目“OBE 理念下会计类专业产教融合课程体系建设与实践”（193178）；重庆理工大学 2019 校级重点教改项目“基于 OBE 的会计学专业 课程思政 探索与实践”（2019ZD03）【作者简介】孟甜甜（1986），女，重庆人，注册会计师，注册税务师，中级会计师，重庆理工大学会计学院讲师，研究方向：审计；周雪梅（2000），女，四川德阳人，重庆理工大学硕士研究生，研究方向：审计；彭启发（1964），男，湖南浏阳人，注册会计师，重庆理工大学会计学院教授、硕士生导师，研究方向：审计28额商誉对审计费用的影响以及内外部治理机制对二者关系的调节作用。探究上述问题，不仅可以进一步理解超额商誉与审计费用的关系，而且从企业内外部治理机制的视角拓宽了二者之间作用机制的研究，为加强超额商誉治理以及改善企业内外部治理机制提供了参考。二、理论分析与研究假设（一）超额商誉与审计费用蒋尧明和杨李娟7认为，影响审计费用的两个主要因素是企业的风险和审计的投入成本。从这两个角度来考虑，一方面，超额商誉的存在使得企业各类融资成本增加，更大经营风险出现，而该结果会导致利益相关者对企业做出不利判断。为了避免出现这类情况，企业极可能在自身“短视”目光下产生强烈的盈余管理动机。为了获取短暂的利益，企业通过操纵利润、粉饰报表等手段加剧信息不对称，增加信息壁垒，营造企业经营状况良好的虚假情况。基于信息不对称理论，交易双方所处的信息位置必然是不平等的。而超额商誉的计量具有复杂性、可操纵性以及不透明性，因此审计师往往处于信息劣势的一方，这导致了审计师在面临超额商誉时需要花费更多的人力、物力和时间，即投入更多的成本。另一方面，研究发现，较高的商誉可以为企业带来短期业绩的提升10，这可能导致管理者为追求短期业绩而过度高估商誉的价值。超额商誉还会加剧企业面临的融资约束，加重企业生产经营的负担，为企业未来的经营发展埋下隐患，不利于企业长期的经营业绩。同时，对审计师而言，即使其按照法律法规准确实施了审计程序，但当企业业绩出现问题时，也不免会被利益相关者问责11。因此，企业未来的经营业绩水平以及超额商誉在未来是否能产生超额收益的风险都需要审计师面对，从而导致审计师对风险的敏感度增加，提高审计费用的动机也更强烈。基于代理理论，超额商誉可能会引发管理者的机会主义倾向，产生盈余平滑动机和大洗澡动机，这影响了超额商誉的可靠性7。如果审计师未识别管理层的机会主义行为，可能导致审计失败，将会面临声誉损失和被信息使用者起诉的危险，从而增加了审计师的审计风险。赵彦锋等12的研究表明，超额商誉通过增加企业的经营风险和审计的投入成本，提高审计师出具非标准审计意见的概率。审计师作为“守门人”，能够识别超额商誉所带来的风险和审计投入的增加，而为了获取风险和审计投入成本的补偿，审计师会提高审计费用。基于上述分析，提出本文的研究假设：H1：超额商誉会增加审计收费，即二者为正相关关系。（二）内部治理机制视角：会计信息质量的调节作用企业的内部治理直接影响企业的风险承担能力，而企业内部治理与会计信息质量相互依存，会计信息质量差的企业往往也存在较差的内部治理13。因此，高会计信息质量意味着企业拥有良好的内部治理，从而也具备较高的风险承担能力。这类企业往往能缓解超额商誉带来的经营风险，减少企业可能潜在的威胁。会计信息质量越高，信息的透明度也会越高，能有效抑制管理层的自利动机和机会主义行为，降低管理者操纵盈余的可能性，有利于缓解代理成本问题。同时，会计信息是企业管理者进行风险识别、评估和应对的重要依据，会计信息质量越高越能抑制企业管理者做出偏激性的决策，减少管理者的冒险行为14，进而减少超额商誉的产生。因此，审计师对会计信息质量较高的企业进行审计时，面临的风险也会比会计信息质量低的企业更小，在收取审计费用时也会有明显的差异。沙飞云等13认为，会计信息质量越高越能降低信息不对称带来的外部融资成本，即会计信息质量越高，企业下一年的融资回报会越高且融资成本会越低。从这一角度来看，超额商誉所诱发的融资约束可以通过会计信息质量的提高得到缓解，降低了企业在经营活动中面临的财务风险。基于信号传递理论，会计信息质量能够向信息使用者传递企业的各项信息，会计信息质量越高，信息使用者所面临的信息不对称越少。这直接减弱了审计师在审计存在超额商誉的企业时所面临的信息壁垒，使得审计师脱离信息不对称的劣势方，减少了审计师可能面临的潜在风险和审计投入，从而降低审计收费。基于上述分析，提出本文的研究假设：H2：会计信息质量能够抑制超额商誉与审计费用的正相关关系。（三）外部治理机制视角：分析师关注度的调节作用外部治理是监督企业的重要因素，而分析师作为信息的接收者和传递者，在市场中扮演着信息中介这一角色，是关键的外部治理机制之一。已有研究表明，分析师关注可以降低企业的违规倾向，增加其违规成本15。基于监督效应，在分析师关注的企业中，其管理层为了避免企业出现违规行为，会降低企业未来可能面临的经营风险，在决策时更偏向稳健性，从而减少了高溢价商誉的出现。29会 计 之 友 2023 年 第 22 期分析师具有揭露企业内部信息的重要作用，并通过整理和分析将信息传递给信息使用者，以此达到降低信息不对称的目的16。因而超额商誉所带来的盈余管理动机和信息不对称，也能被分析师所关注并加以监督和抑制。另外，分析师具有发现企业会计丑闻的能力，分析师关注的时间越久、程度越大，越能抑制企业管理层可能出现的财务舞弊17。受分析师跟踪人数越多的企业，越能产生“吸睛效应”，投资者的关注度也会更高18。而企业受到的关注越多，外部环境对企业的监管力度更强，企业出现道德风险和逆向选择的可能性也会越小，超额商誉产生的利润操纵和盈余管理的空间也会被压缩。因此，分析师的监督作用在一定程度上减少了因超额商誉产生的风险和审计投入。基于上述分析，提出本文的研究假设：H3：分析师关注度能够抑制超额商誉与审计收费的正相关关系。三、研究设计（一）样本选择及数据来源本文选取 20112021 年我国全部 A 股上市公司作为研究样本，数据来源于 CSMAR 数据库，并对初始数据进行了如下处理：（1）剔除金融业的上市公司；（2）剔除被特殊标记的上市公司，即 ST、*ST 和 PT 公司；（3）删除数据中的缺失值。为了消除离群值的影响，对所有连续变量的前后两端进行了缩尾处理，最终得到 18 718 个观测值。本文所有数据的整理、计算和回归过程所使用的软件为Stata16.0 和 Excel2010。（二）变量定义1.被解释变量审计费用（Lnfee_1）：上市公司当年的审计费用取对数。2.解释变量超额商誉（GW_excess）：参考魏志华和朱彩云 19、董竹和张欣6的研究，采用实际商誉和期望的合理商誉之间的差值度量超额商誉，即商誉期望模型的回归残差。该模型具体如下：以是否现金支付、买方支出价值、同行业和年度其他公司商誉的均值、公司规模、盈利能力、是否两职合一、成长性、管理层持股比例以及年度和行业虚拟变量对经标准化处理的商誉进行回归。3.调节变量会计信息质量（Quality）：本文借鉴 Jones 20、Dechow等21和马黎珺等22的研究，选择修正 Jones 模型计算可操纵性应计的残差并取绝对值作为会计信息质量（Quality）的衡量指标。具体模型为：TAitAit-1=茁01Ait-1+茁1（驻REVit-驻RECit）Ait-1+茁2PPEitAit-1+着it（1）其中：TAit为 i 企业在 t 年的总应计，等于净利润减去经营现金净流量；Ait-1为企业上年的总资产；驻REVit为企业营业收入的变化值；驻RECit为企业应收账款的变化值；PPEit为企业的固定资产净额。Quality 与会计信息质量成反比，即该指标越小表明会计信息质量越好。分析师关注度（Attention）：参考袁芳英和朱晴15的研究，将当年对该公司进行跟踪分析的分析师（团队）数量加 1 取自然对数的值作为分析师关注度的度量指标。4.控制变量参考以往的研究文献，本文选择了以下控制变量：公司规模（Size）、产权性质（SOE）、财务杠杆（Lev）、总资产收益率（ROA）、净资产收益率（ROE）、成长性（Growth）、两职合一（Dual）、股权集中度（Top1）、公司年龄（FirmAge）、是否四大（Big4）、审计意见（Opinion）、管理层持股比例（Mshare）以及年份和公司虚拟变量。相关变量的具体定义见表 1。（三）模型构建为验证 H1，本文构建如下模型：Lnfee_1it=琢0+琢1GW_excessit+琢iControls+滋i+酌t+着it（2）为验证 H2，本文构建如下模型：Lnfee_1it=琢0+琢1GW_excessit+琢2Qualityit+琢3GW_excessit*Qualityit+琢iControlsit+滋i+酌t+着it（3）为验证 H3，本文构建如下模型：Lnfee_1it=琢0+琢1GW_excessit+琢2Attentionit+琢3GW_excessit*Attentionit+琢iControlsit+滋i+酌t+着it（4）模型中Lnfee_1it、GW_excessit、Qualityit和Attentionit分别为 i 企业在 t 年的审计费用、超额商誉、会计信息质量和分析师关注度，Controlsit代表一组控制变量，滋i和 酌t代表企业个体和年份的固定效应。四、实证分析（一）描述性统计表 2 为相关变量的描述性统计结果。其中，审计费用（Lnfee_1）的均值为 13.76，最大值和最小值分别为 17.68、11.51，这表明不同企业的审计费用存在较大的差异性，并且两极分化的情况较为严重。超额商誉（GW_excess）的最30大值和最小值分别为 0.300、-0.095，均值为 0.003，这说明超额商誉在各企业中存在较大的不平衡性，且拥有超额商誉的企业最高已经超过了超额商誉均值的 100 倍。会计信息质量（Quality）的均值为 0.057，该数值较小，说明会计信息质量整体较好。但会计信息质量的最小值为 0，最大值为 3.100，说明不同企业会计信息质量的差别较大。分析师关注度（Attention）的最小值和最大值分别为 0.690、4.300 且均值为 1.994，说明不同企业的分析师关注程度存在明显的两极分化且有部分企业的分析师关注程度超出平均水平。其余控制变量的分布情况与现有文献的结果较为接近，并且保持在合理范围之内。（二）回归分析为避免多重共线性的风险，本文进行了方差膨胀因子检验。结果显示各变量的 VIF 值小于 10 且 VIF 的均值为1.34，说明本文模型的变量间不存在明显的多重共线性问题。调整后的 R 方均在 0.55 左右，说明拟合优度较好。表 3列（1）为 H1 的回归结果，超额商誉（GW_excess）与审计费用（Lnfee_1）的系数为 0.384，且在 1%的水平上显著相关。从经济意义来看，超额商誉每增加一个单位，企业的审计费用就会增加 0.384。这一结果表明审计师向企业收取的审计费用会因超额商誉的增加而增加，即超额商誉与审计费用存在正相关关系，H1得到验证。一方面，商誉价值的评估具有较强的主观影响，导致信息在企业和使用者之间的传递有更大的壁垒。因此，超额商誉带来了较大的机会主义和自利倾向，加大了审计需要投入的成本。另一方面，超额商誉可能诱发的风险为企业的日常经营和长期发展带来了更大的挑战和威胁，增加了审计师所面临的风险。在超额商誉所诱发的风险和审计投入成本的双重作用下，审计师提高了收取的审计费用。列（2）为 H2 的回归结果，超额商誉和会计信息质 量 的交 乘 项（GW_ex-cess*Quality）与审计费用（Lnfee_1）的系数为 3.562，且在 1%的水平上显著相关。会计信息质量（Quality）这一指标的数值与会计信息质量成反比，表明会计信息质量的降低会促进超额商誉与审计费用的正相关关系。换句话说，随着会计信息质量的提升，超额商誉和审计费用的正相关关系有所减弱，该结果验证了 H2。较高的会计信息质量提高了企业的风险承担能力，降低了企业的风险水平以及耗费的审计投入成本，从而降低了因超额商誉增加的审计费用。列（3）为 H3 的回归结果，超额商誉和分析师关注度的交乘项（GW_excess*Attention）与审计费用（Lnfee_1）的系数为-0.159，且在 1%的水平上显著相关。说明分析师的关注程度越高，在超额商誉和审计费用的关系中发挥的变量类型变量符号变量定义被解释变量Lnfee_1上市公司当年的审计费用取对数解释变量GW_excess商誉期望模型的残差调节变量Quality修正 Jones 模型计算得出的可操纵性应计利润的绝对值Firm设定 3 430 个上市公司虚拟变量变量名称审计费用超额商誉会计信息质量公司Attention对该公司进行跟踪分析的分析师（团队）数加 1 的自然对数分析师关注度控制变量公司规模Size公司年末总资产的自然对数产权性质SOE国有企业取值为 1，非国有企业取值为 0财务杠杆Lev第 t 年的总负债/第 t 年的总资产总资产收益率ROA净利润/总资产净资产收益率ROE营业利润/所有者权益合计成长性Growth本年营业收入/上年营业收入-1两职合一Dual董事长与总经理由一人兼任为 1，否则为 0股权集中度Top1第一大股东持股比例公司年龄FirmAgeln（当年年份-公司成立年份+1）是否四大Big4公司经由四大审计为 1，否则为 0审计意见Opinion公司当年的财务报告被出具标准审计意见取值为 1，否则为 0管理层持股比例Mshare管理层持股数/总股本年份Year设定 20112021 年 11 个年度虚拟变量表 1变量定义31会 计 之 友 2023 年 第 22 期抑制作用越强，验证了 H3。分析师关注一定程度上缓解了审计师在审计中面对的信息不对称，能有效减弱因超额商誉带来的风险和审计投入成本，因而分析师关注度能有效抑制超额商誉与审计费用的正相关关系。（三）稳健性检验1.PSM 稳健性检验为了缓解样本自选择导致的内生性问题，采用倾向得分匹配法（PSM）对实证结果进行稳健性检验。参考王瑶和支晓强3的研究，将超额商誉（GW_excess）以 0 为分界线分为两组，并设置虚拟变量，大于 0 即有超额商誉，作为处理组并取值为 1，否则作为对照组并取值为 0。步骤如下：（1）在计算倾向匹配得分时，以是否有超额商誉（GW）作为被解释变量，以公司规模（Size）、财务杠杆（Lev）、总资产收益率（ROA）以及净资产收益率（ROE）等变量作为解释变量，采用 Logit 回归。（2）对标的企业采用1:1 最邻近匹配，卡尺范围为 0.001。配对后 ATT 的估计值为 0.056 且在 1%的水平上显著（t 值为 3.86），表明均衡性检验结果良好。（3）将匹配后的样本用模型（2）进行检验，结果见表 4，GW 的回归系数依然为正且在 1%的水平上显著相关，该结果进一步支持了 H1。2.解释变量滞后一期为缓解可能存在的内生性问题，将解释变量滞后一期检验 H1H3，如表 5 所示，结果与前文无实质性差异，H1、H2 与 H3 得到验证。3.其他稳健性检验为进一步检验三个假设的稳健性，本文还进行了如下一系列检验。首先，前文所使用的审计费用（Lnfee_1）仅为企业支付给负责境内审计报告的会计师事务所的费用，故借鉴叶建芳等9的研究，将境内外所有审计相关费用的总计即审计总费用（Lnfee_2）作为被解释变量的替代变量，并重新进行回归；其次，更换回归模型，采用混合OLS 回归模型，固定年份和行业进行回归；最后，改变样本容量，即随机删除样本的 10%，使用固定效应重新回归。上述检验方法的回归结果与前文保持一致，研究假设得到支持，说明研究结论具有较高的稳健性。五、进一步分析为进一步研究在不同产权属性的企业中，超额商誉对审计费用的影响是否存在差异性以及企业内外部治理机制是否会有差异化的结果，本文将样本按照国有和非变量样本量最大值标准差Lnfee_118 71817.6800.700GW_excess18 7180.3000.065Quality18 7183.1000.084Mshare18 71819.0000.250均值13.7600.0030.0570.150最小值中位数p7511.51013.65014.140-0.095-0.0120.0070.0000.0390.0720.0000.0150.270Attention18 7184.3000.9101.9940.6901.9002.700Size18 71822.42020.52022.26023.20024.8901.181SOE18 7180.3300.0000.0001.0001.0000.470Opinion18 7180.9900.0001.0001.0001.0000.120Lev18 7180.4200.0080.4200.5701.2000.200ROA18 7180.0560.0010.0470.0800.1700.044ROE18 7180.084-7.2000.0860.1301.5000.150Growth18 7188.400-0.9200.1300.300134 607.000990.000Dual18 7180.2900.0000.0001.0001.0000.450Top118 7180.3500.1300.3300.4500.7500.150FirmAge18 7182.9000.6902.9003.1004.2000.340Big418 7180.0670.0000.0000.0001.0000.250表 2描述性统计结果32（2）（3）Lnfee_1Lnfee_10.280*0.718*F602.50603.50（1）Lnfee_10.384*630.60Year控制控制控制Firm控制控制控制N18 71818 71818 718Number of Firm3 4303 4303 430Adj_R20.5510.5520.552GW_excess（5.19）（8.75）（9.76）-0.013Quality（-0.64）GW_excess*Quality3.562*（2.76）-0.005*Attention（-1.69）GW_excess*Attention-0.159*（-4.63）0.381*0.381*0.384*Size（70.93）（70.97）（69.17）SOE0.0140.0130.011（0.97）（0.92）（0.81）Lev0.108*0.110*0.105*（5.46）（5.51）（5.32）ROA-0.018-0.0090.014（-0.27）（-0.13）（0.21）ROE-0.078*-0.080*-0.078*（-5.59）（-5.68）（-5.59）Growth0.0000.0000.000（0.28）（0.28）（0.31）0.0050.0050.005Dual（0.78）（0.78）（0.77）Top10.0090.0090.009（0.30）（0.29）（0.30）FirmAge0.066*0.064*0.065*（2.22）（2.16）（2.18）Big40.276*0.276*0.275*（17.55）（17.58）（17.52）Opinion-0.064*-0.064*-0.064*（-4.23）（-4.27）（-4.25）Mshare-0.019*-0.019*-0.019*（-1.85）（-1.82）（-1.87）Constant4.912*4.912*4.862*（35.97）（35.97）（35.07）表 3回归分析结果注：括号内数字为 t 统计量，*、*、*分别表示系数在 1%、5%、10%的水平显著（下表同）。（1）Lnfee_10.045*F497.47Year控制Firm控制N8 790Number of Firm2 887Adj_R20.493GW（6.35）0.403*Size（46.32）SOE0.113*（3.60）0.095Lev（0.81）ROA-0.143*（-4.48）0.004ROE（0.17）Growth0.004（1.55）Dual-0.043（-0.89）Top10.006（0.61）FirmAge-0.076（-1.51）Big40.293*（12.22）-0.064*Opinion（-2.58）Mshare-0.099*（-2.55）Constant4.746*（21.56）表 4稳健性检验：PSM33会 计 之 友 2023 年 第 22 期国有两种产权属性进行了分组。表 6 为区分产权属性之后的回归结果。其中列（1）、列（3）和列（5）的数据为国有企业组的回归结果，列（2）、列（4）和列（6）为非国有企业组的回归结果。列（2）中超额商誉（GW_excess）与审计费用（Lnfee_1）的系数为 0.436 且在 1%的水平上显著相关，而列（1）中超额商誉与审计费用虽然系数为正但未通过显著性测试，这表明超额商誉对审计费用的促进作用在非国有企业中更强。列（4）中超额商誉和会计信息质量的交乘项（GW_excess*Quality）与审计费用（Lnfee_1）在 1%的水平上显著相关，但列（3）中二者的系数未通过显著性测试，该结果表明会计信息质量对超额商誉和审计费用之间关系的抑制作用在非国有企业中更显著。对比列（5）和列（6）的结果发现，仅在列（6）中超额商誉和分析师关注度的交乘项（GW_excess*Attention）与审计费用（Lnfee_1）在 1%的水平上显著负相关，说明相比国有企业，非国有企业的分析师关注度在超额商誉和审计费用之间的关系中发挥了更显著的抑制作用。六、结论本文在已有研究的基础上，利用 20112021 年我国非金融类 A 股上市公司数据，实证研究了超额商誉对审计费用的影响，引入了企业内外部治理机制的调节作用，并进一步区分产权属性探究上述关系的变化。研究发现：（1）超额商誉与审计费用存在显著正相关关系，即超额商誉会增加企业的审计费用；（2）会计信息质量能抑制超额商誉与审计费用之间的正相关关系；（3）分析师关注度对超额商誉与审计费用之间的正相关关系起到了抑制作用；（4）区分产权属性后发现，在非国有企业中超额商誉与审计费用存在更显著的正相关关系，会计信息质量和分析师关注度对二者关系的抑制作用也在非国有企业中更显著。基于以上研究，本文提出以下建议：（1）企业在评估商誉时应保持谨慎，避免过度高估商誉价值，从根源降低风险；而对已有超额商誉所带来（2）（3）Lnfee_1Lnfee_10.361*0.855*F724.64726.83（1）Lnfee_10.421*789.60Year控制控制控制Firm控制控制控制N13 84713 84713 847Number of Firm2 8112 8112 811Adj_R20.5120.5130.513L.GW_excess（7.56）（9.33）（9.97）-0.048Quality（-1.64）L.GW_excess*Quality0.809*（2.73）-0.003Attention（-0.79）L.GW_excess*Attention-0.204*（-5.32）0.384*0.385*0.387*Size（59.22）（59.31）（58.00）SOE0.035*0.035*0.033*（2.20）（2.18）（2.06）Lev0.077*0.076*0.074*（3.22）（3.18）（3.10）ROA-0.150*-0.143*-0.142*（-2.00）（-1.89）（-1.81）ROE-0.067*-0.063*-0.060*（-4.02）（-3.70）（-3.62）Growth0.0000.0000.000（1.24）（1.50）（1.23）-0.000-0.000-0.001Dual（-0.04）（-0.02）（-0.07）Top10.0490.0470.053（1.32）（1.28）（1.43）FirmAge0.0170.0180.016（0.43）（0.44）（0.39）Big40.237*0.237*0.236*（13.71）（13.75）（13.70）Opinion-0.070*-0.070*-0.071*（-4.19）（-4.14）（-4.20）Mshare-0.094*-0.095*-0.091*（-3.28）（-3.32）（-3.21）Constant5.004*4.981*4.957*（28.85）（28.69）（28.25）表 5稳健性检验：解释变量滞后一期34（6）Lnfee_10.814*F854.04（1）Lnfee_10.174264.14Year控制控制Firm控制控制N6 24612 472Number of Firm1 0682 518Adj_R20.4310.590GW_excess（9.66）（1.33）QualityGW_excess*Quality-0.003Attention（-0.79）GW_excess*Attention-0.179*（-5.10）0.408*0.338*Size（43.31）（48.82）Lev-0.0560.152*（-1.46）（6.61）ROA-0.1320.108（-1.05）（1.31）ROE-0.026-0.143*（-1.31）（-7.10）Growth0.000-0.000*（0.43）（-2.44）Dual0.009-0.001（0.69）（-0.08）0.113*0.006Top1（2.17）（0.15）FirmAge-0.201*0.087*（-3.47）（2.48）Big40.215*0.339*（9.42）（15.10）Opinion-0.017-0.067*（-0.54）（-4.01）Mshare-0.136-0.011（-0.64）（-1.09）Constant4.967*5.795*（18.91）（34.62）（2）Lnfee_10.436*927.98控制控制12 4722 5180.589（10.67）0.335*（50.14）0.155*（6.78）0.093（1.17）-0.143*（-7.10）-0.000*（-2.43）-0.000（-0.03）0.005（0.12）0.090*（2.56）0.340*（15.14）-0.067*（-3.99）-0.010（-1.00）5.841*（35.46）（3）Lnfee_10.011（0.07）-0.071（-1.38）4.633（1.55）0.409*（43.39）-0.055（-1.42）-0.110（-0.87）-0.028（-1.43）0.000（0.37）0.009（0.71）0.115*（2.19）-0.201*（-3.48）0.217*（9.50）-0.019（-0.63）-0.114（-0.54）4.948*（18.84）控制控制6 2461 0680.431242.59（4）Lnfee_10.322*（5.58）-0.005（-0.20）4.262*（2.79）0.335*（50.12）0.155*（6.76）0.095（1.19）-0.143*（-7.06）-0.000*（-2.25）-0.000（-0.04）0.005（0.12）0.088*（2.49）0.341*（15.17）-0.067*（-3.99）-0.010（-0.98）5.850*（35.51）控制控制12 4722 5180.589851.48（5）Lnfee_10.084（0.33）-0.008（-1.53）0.041（0.37）0.411*（42.61）-0.058（-1.51）-0.069（-0.52）-0.026（-1.29）0.000（0.38）0.008（0.68）0.109*（2.08）-0.199*（-3.44）0.214*（9.40）-0.017（-0.55）-0.149（-0.70）4.902*（18.46）控制控制6 2461 0680.431242.29表 6区分产权属性后的回归分析结果35会 计 之 友 2023 年 第 22 期的风险，企业要强化内部治理，提高会计信息质量，提升风险应对能力，以此降低企业的经营风险。（2）对于外部治理，一方面，应当重视分析师的监督作用。分析师作为外部治理的重要角色，能有效降低信息使用者面临的信息壁垒，提升信息透明度，为信息使用者提供更加真实可靠的决策依据。分析师关注度越高也越能约束企业管理者的自利行为，减少企业操纵利润的动机。另一方面，不能忽视审计师通过提高审计费用传递信息的信号功能。审计师能识别超额商誉带来的风险并通过增加审计费用作为应对措施，在一定程度上向信息使用者发出了风险预警。（3）对监管部门来说，由于商誉的价值是一种无法核实的估计，为了促进其可靠性的增强，在制定商誉的确认和计量原则时要侧重于可靠和公允，同时还应限制企业对商誉的“量裁权”，以此减少超额商誉出现的可能性。（4）投资者作为市场的重要参与者，对超额商誉所带来的风险要高度重视，在识别到企业可能存在超额商誉时要合理降低预期，减少盲从，在决策中保持理智，发挥出投资者在市场中所拥有的话语权，以此让企业更加重视超额商誉带来的风险和威胁，抑制企业超额商誉的产生。荫【参考文献】1邓鸣茂，梅春.高溢价并购的达摩克斯之剑：商誉与股价崩盘风险 J.金融经济学研究，2019，34（6）：56-69.2王海芳，王鑫怡，张笑愚，等.超额商誉、企业风险承担与全要素生产率 J.宏观经济研究，2022（4）：159-175.3王瑶，支晓强.超额商誉与商业信用融资 J.科学决策，2021（10）：1-19.4何苏燕，任力.超额商誉对控股股东股权质押行为的影响 J.经济管理，2021，43（7）：177-192.5张治锋.超额商誉与债务违约：业绩波动的信号效应研究 J.现代财经（天津财经大学学报），2022，42（6）：51-71.6董竹，张欣.超额商誉对企业创新的影响研究 J.南开管理评论，2022，25（5）：16-28.7蒋尧明，杨李娟.并购商誉会影响审计收费吗 J.当代财经，2020（8）：128-138.8王文姣，傅超.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 J.中南财经政法大学学报，2022（5）：32-43.9叶建芳，何开刚，杨庆，等.不可核实的商誉减值测试估计与审计费用 J.审计研究，2016（1）：76-84.10郑海英，刘正阳，冯卫东.并购商誉能提升公司业绩吗：来自 A 股上市公司的经验证据 J.会计研究，2014（3）：11-17，95.11石青梅，徐涵，孙梦娜.超额商誉是否引起审计关注：基于关键审计事项披露的研究视角 J.金融发展研究，2021（5）：31-38.12赵彦锋，赵慧娴，石青梅.超额商誉是否影响审计意见？J.南京审计大学学报，2021，18（3）：11-20.13沙飞云，徐晓东，曹莜佳，等.会计信息质量影响企业投资回报以及资本成本的过程和机理 J.系统管理学报，2022，31（4）：770-793.14董竹，张欣.会计信息可比性与企业风险承担的关系研究 J.外国经济与管理，2021，43（2）：36-50.15袁芳英，朱晴.分析师关注会减少上市公司违规行为吗：基于信息透明度的中介效应 J.湖南农业大学学报（社会科学版），2022，23（1）：80-88.16李志辉，王博，孙沁茹.分析师关注能否抑制市场操纵行为：基于收盘价操纵识别模型的检验 J.南开经济研究，2022（5）：165-180.17张多蕾，赵深圳.管理者行为、内外部监督与企业金融化 J.财经问题研究，2022（4）：121-128.18徐高彦，吴文静，胡世亮.产业政策会影响上市公司盈余预告自愿披露吗：基于政策信号传递效应视角J.北京工商大学学报（社会科学版），2022，37（3）：72-84.19魏志华，朱彩云.超额商誉是否成为企业经营负担：基于产品市场竞争能力视角的解释 J.中国工业经济，2019（11）：174-192.20JONES J J.Earnings management during import reliefinvestigations J.Journal of Accounting Research，1991，29（2）：193-228.21DECHOW P M，SLOAN R G，SWEENEY A P.De-tecting earnings management J.Accounting Review，1995，70（