■章衛東，李澤宇，高 雪，鄭鴻銳

一、問題的提出

近年來，我國上市公司高溢價并購引發的高商譽減值“爆雷”現象引起了社會各界的廣泛關注。Wind資訊統計結果顯示，2018年我國A股上市公司計提商譽減值總額高達1650 多億元。商譽本是收購方在并購時支付的溢價，是被收購企業未來預期超額盈利能力的貼現值（葛家澍和杜興強，2007）。然而，由于代理問題等原因，并購方往往會支付較高的溢價，這部分被高估的商譽無法給企業帶來超額盈利。根據《企業會計準則第8號——資產減值》的要求，企業至少每年年末要對商譽減值進行測試，但是測試方法的選擇主要依賴于企業會計人員的主觀判斷，這為企業利用商譽減值來操縱盈余埋下了伏筆（陸正華和厲靜，2010）。

董事會治理是公司治理的核心，董事會具備對企業會計信息披露監督職責，而董事會治理作用的發揮及其效果與董事結構、特征及其來源有關，董事會規模、獨董比例、獨董的專業背景等特征對公司會計信息的質量及其商譽減值具有顯著的影響（劉愛民和黃媛媛，2019；胡振華和郅維嘉，2017）。相對內部董事，獨立董事對大股東及其管理層行為的監督更有效，尤其是獨立董事對公司會計信息、盈余管理的效果更好。進一步研究還表明，有著財務背景的獨立董事可以對企業的盈余管理實現更好地約束（胡奕明和唐松蓮，2008）。那么，具有財務背景的獨立董事對管理層利用商譽減值進行盈余操縱是否具有明顯的抑制作用呢？

審計監督是確保公司提供高質量會計信息的一種重要的外部監督機制，高質量的審計對公司會計信息操縱行為具有治理作用。劉愛民和黃媛媛（2019）研究發現，高質量的審計監督能夠顯著抑制管理層利用商譽減值操縱公司盈余的現象。具有行業專長的審計師由于具有行業審計的豐富經驗，能夠更加準確地做出審計判斷，在揭示誤導性財務報表方面更有效率（姜雪和雷倩華，2019），并且具有行業專長的事務所及其會計師能夠提供更高質量的審計服務，有效抑制上市公司的盈余管理行為。那么，具有行業專長的審計師是否能更加有效地抑制上市公司利用商譽減值來操縱盈余的行為呢？

獨立董事和注冊會計師作為公司治理的內外兩種治理機制，在治理公司操縱盈余行為方面承擔著重要的職責，兩者之間的相互配合是發揮其治理效應的關鍵。具有行業專長的審計師深諳被審計單位的行業特點，能夠有效揭露上市公司的盈余管理行為。而財務背景的獨立董事不僅直接參與董事會治理，并且往往擔任董事會審計專業委員會的負責人，可以說董事會成員中具有財務背景的獨立董事比例越高越有助于發揮董事會對盈余管理的治理作用。那么，聘請具有財務背景的獨立董事比例越高是否越有助于具有行業專長的審計師抑制管理層操縱商譽減值的行為呢？

二、理論分析與研究假設

隨著我國上市公司并購活動的日趨活躍，商譽的確認、計量和減值成為了會計核算的核心問題。為此，2006 年財政部頒布了《企業會計準則第20 號——企業合并》，該準則將商譽的后續計量減值測試法替代了攤銷法，使之與國際財務報告準則（IFRS）相趨同。有關商譽的本質，在會計理論界存在超額收益論、好感價值論和總計價賬戶論三種不同的觀點（閻德玉，1997）。我國會計準則關于商譽的計量主要根據總計價賬戶論的觀點制定，并要求企業財務報告應當披露其商譽的價值。準則還規定每個會計年度企業都要做一次商譽減值測試，如果發現企業商譽的價值有大幅貶值的跡象，要計提商譽減值準備，確認商譽減值的損失并在年度財務報告加以披露。商譽會計準則的出臺對規范商譽的會計核算和提高會計信息質量具有重要的意義。

然而，由于商譽的確認、計量和減值都是基于商譽的凈資產公允價值、未來可收回金額等確定的，而資產公允價值、未來可收回金額等都依賴于對商譽減值的測試，公司管理層可以根據其主觀判斷選擇不同的商譽減值測試方法、選擇合適的時機進行測試等手段來達到操縱商譽的確認、計量和減值的目的。加之，我國資本市場和資產評估市場尚不成熟，公允價值存在較大的不確定性，為公司管理層操縱商譽的確認、計量和減值提供了空間，使得商譽減值反而成為了上市公司操縱公司盈余的工具（陸正華等，2010）。已有研究表明，公司管理層存在通過延期和擇機確認商譽減值損失的現象（Ramanna & Watts，2012），甚至利用商譽減值損失的計提來平滑公司盈余達到業績“大洗澡”的現象也 屢 見 不 鮮（Li et al.，2011；Ramanna & Watts，2012）。公司管理層操縱商譽后續減值必然會導致企業會計信息的失真，從而影響財務報告使用者的利益（高榴和袁詩淼，2017），還會誤導證券市場投資者和財務分析師對公司股票價值的判斷（楊威等，2018）。

完善的公司治理結構對抑制管理層利用商譽減值操縱公司盈余的行為具有顯著效果（劉愛明和黃媛媛，2019）。已有研究發現，董事會的結構、規模、成員來源和構成、專業委員會設置等直接影響公司管理層利用商譽減值操縱公司盈余的程度。進一步的研究證明，獨立董事的人員構成大多是具有先進知識和多元化實踐經驗的專業人士，他們的獨立性有利于其在公司戰略決策中作出客觀的判斷（張斌和王躍堂，2014）。由于商譽減值的專業性和復雜性，具有財務背景的獨立董事相對于其他知識背景的獨立董事在此方面具有獨特的專業性優勢，更能夠憑借其財務方面扎實的專業知識和豐富的實踐經驗對上市公司商譽減值的合理性做出獨立的、準確的專業判斷，并識別管理層是否存在利用商譽減值進行盈余操縱的行為。此外，具有財務背景的獨立董事往往在董事會專門委員會中擔任審計委員會負責人，而審計委員會具有聘任外部審計師、指導公司內部審計的責任，他們通過直接參與包括商譽的確認、計量和減值等重要會計政策等事項的審議，能夠有效識別并阻止上市公司利用商譽的確認、計量和減值來操縱公司盈余的現象。因此，相對于沒有財務背景的獨立董事，具有財務背景的獨立董事對抑制上市公司利用商譽減值操縱公司盈余的效果更好。如果上市公司聘任的具有財務專業背景的獨立董事越多，財務背景的獨立董事在董事會治理中的話語權越大，董事會越容易對商譽的確認、計量和減值達成共識。因此，董事會中具有財務背景的獨立董事比例越高對抑制上市公司利用商譽減值操縱公司盈余的效果越好?；谝陨戏治?，提出如下研究假設：

假設1：在其他條件不變的情況下，上市公司董事會中財務背景獨立董事占比與商譽減值率呈負相關關系。

已有研究表明，高質量的審計服務對公司的會計信息操縱行為具有明顯的治理作用（徐江萍，2007），高質量審計可以縮減公司管理層的自由裁量空間，并增強商譽減值的信息披露質量，從而減少商譽減值中人為操縱的程度并達到抑制公司管理層盈余管理行為的目的（曲曉輝等，2017）。根據前文的論述，商譽的確認、計量和減值涉及資產的公允價值、未來可收回金額等方方面面的知識，并且不同行業的商譽確認、計量和減值具有不同的特點，即使是資深的審計師也未必能夠準確把握所有行業的商譽確認、計量和減值。由于商譽確認、計量和減值的專業性和復雜性，這就需要審計師不僅要有扎實的專業知識和豐富的審計經驗，而且要對被審計單位所屬的行業特點比較熟悉，并深知被審計單位所屬行業商譽的特征。由于對某一行業擁有特定專業知識、技能和會計實踐，具有行業專長的審計師能夠更好地識別商譽減值過程中的不正常操作，能夠判斷企業選擇的商譽確認、計量和減值的方法、標準等是否適合該行業，能夠搜集到該行業商譽確認、計量和減值等相關的審計證據，并擁有更高的職業判斷能力和更高的審計效率，從而提高對被審計單位商譽確認、計量和減值的審計質量，進而抑制上市公司利用商譽減值進行盈余管理的行為。因此，具有行業專長的審計師在一定程度上可以抑制公司管理層利用商譽減值進行盈余操縱的行為?；谝陨戏治?，提出如下研究假設：

假設2：在其他條件不變的情況下，相對于未聘請具有行業專長審計師的上市公司，聘請了具有行業專長審計師的上市公司的商譽減值率更低。

綜上所述，具有財務專業背景的獨立董事和具有行業專長的審計師對抑制上市公司管理層利用商譽減值進行盈余操縱行為具有更好的效果。審計師對被審計單位商譽確認、計量和減值的審計質量取決于審計師的職業道德、專業素養及行業專長等諸多因素，盡管審計師個人的專長有能力判斷、識別上市公司利用商譽減值操縱盈余管理的行為，但是審計師出于審計收費等原因也可能包庇、容忍客戶的盈余管理行為，從而導致上市公司商譽減值被操縱，最終發生盈余管理行為。但經審計師審計的上市公司財務報告、商譽減值計提結果等還需要提交審計委員會、董事會進行審議。如果上市公司聘任了較多的具有財務專業背景的獨立董事，當經注冊會計師審計的財務報告、商譽減值方案及其結果提交審計委員會及董事會審議時，具有財務專業背景的獨立董事可能識別和發現上市公司對商譽減值處理存在的問題，從而彌補注冊會計師對上市公司操縱商譽減值盈余管理審計的缺陷。此外，上市公司聘任審計師時要經審計委員會同意并接受其業務指導，而審計委員會的成員大多為獨立董事，且審計委員會的負責人一般都由具有財務背景的獨立董事擔任，這樣可以保證所聘任的審計師的專業勝任能力，并督促外部審計師更加勤勉盡責工作。因此，具有財務背景的獨立董事占比越高可以在一定程度上促進外部審計質量的提高。當上市公司聘任了較多具有財務專業背景的獨立董事時，更有助于具有行業專長的審計師對上市公司操縱商譽減值盈余管理的抑制效果。基于以上分析，提出如下假設：

假設3：在其他條件不變的情況下，上市公司董事會中財務背景獨立董事的比例有助于加強審計師行業專長與商譽減值率之間的負相關關系。

三、研究設計

（一）樣本的選取與數據的來源

以滬深A 股市場2012—2018 年的上市公司為研究樣本，實證檢驗上市公司財務背景獨立董事、行業專長的審計師對上市公司商譽減值的影響。其中，上市公司財務背景獨立董事以及審計師行業專長數據來自CSMAR 數據庫，商譽減值數據來源于Wind數據庫，并與上市公司財務報表附注的數據進行了核對。此外，對樣本進行了下列篩選過程：剔除了金融、保險行業上市公司；剔除了上市時間未滿一年的上市公司；剔除了數據缺失的樣本上市公司。最終獲得了19561個公司—年度觀察值。上市公司財務數據以及公司治理數據均來自CSMAR數據率。考慮到樣本中可能存在異常數據，對全部連續變量均實施上下1%分位的縮尾處理。

（二）模型的設計與變量的定義

為了檢驗假設1，構建模型（1）：

為了檢驗假設2，構建模型（2）：

為了檢驗假設3，構建模型（3）：

以上模型中，商譽減值率（GWI）為被解釋變量，用本期商譽減值金額除以上一期商譽的賬面價值來衡量。

解釋變量分別為財務背景獨立董事比例（FID）以及是否聘請行業專長的審計師（Special）。其中，財務背景獨立董事人數在上市公司董事會全體人數中的占比即為財務背景獨立董事比例（FID）。是否聘請行業專長的審計師（Special）為虛擬變量，若上市公司簽字注冊會計師有一位具有行業專長則為1，否則為0，而對于行業專長審計師的判別為行業簽字量前25分位的審計師。

此外，Control 為一系列控制變量，分別為資產負債率（LEV）、公司上市的年齡（AGE）、資產凈利率（ROA）、現金比率（CASH）、公司規模（SIZE）、人均資本存量（K）、董事會規模（BOARD）、商譽規模（GWS）、管理層持股（SHARE）、獨董董事所在地（IDP），行業固定效應（Industry）以及年度固定效應（Year）。

四、實證分析

（一）描述性統計分析

從表1 可以看出，公司的商譽減值率（GWI）的均值為0.0802，中位數是0，最大值為1，最小值是0。說明樣本公司在2012 年到2018 年整體商譽減值率差異較大，且至少一半的樣本未計提商譽減值，相反有223 家樣本公司全額計提商譽減值。財務背景獨立董事比例（FID）平均數值為0.1699，標準差0.0797，最小值0.0556，最大值0.4444。所有樣本公司均嚴格履行“至少聘請1 名會計背景獨立董事”的規定，但財務背景獨立董事占比差異較大。而審計師行業專長（Special）均值為0.7628，中位數為1.0000，標準差為0.4254。表明在樣本區間內，一半以上的公司樣本至少聘請了1名具有行業專長的審計師。公司商譽規模（GWS）均值為17.4642，標準差為2.5891，最大值為24.5540，最小值0.0000。意味著樣本區間內公司商譽規模的差異較大。公司資產負債率（LEV）均值為0.4400，中位數為0.4335，標準差為0.2014。說明樣本區間內企業的資產負債率差異較小。上市公司成立時間的自然對數（AGE）的均值為2.6678，最大值為3.6376，最小值為0.6931，標準差為0.4232。表明樣本公司的成立時間差異較大。公司現金比率（CASH）均值為-0.0360，中位數為-0.0262，最大值為0.6495，最小值為-0.7635。表明在樣本區間內大部分公司經營活動現金流量不足，一半以上的公司存在負的現金流量。公司規模（SIZE）的均值為22.3282，標準差為1.3097，在樣本區間內的公司規模相差不大。人均資本存量（K）均值為12.4276，標準差是1.1462。董事會規模（BOARD）的均值和標準差分別為2.1434和0.1986。管理層持股（SHARE）均值為0.1408，最高達0.8494，最小值為0.0000，可以看出在樣本公司中，管理層持股比例差異較大，部分公司管理層完全不持股，而另外一部分公司管理層持股比例在一半以上。獨董所在地點的均值1.4708，均值和中位數均為1.0000，說明在樣本區間內一半以上的公司會聘請至少1名同城獨立董事。

表1 變量描述性統計

（二）基準回歸結果

表2 第（1）列報告了模型（1）的多元回歸結果，驗證了解釋變量上市公司董事會中財務獨立董事占比與被解釋變量商譽減值率的關系，財務獨立董事占比（FID）的系數為-67.9430，并在5%的水平上顯著，說明上市公司董事會中財務獨立董事占比越高，企業的商譽減值率越低，二者呈負相關關系。因此，假設1得到驗證。

表2 財務背景獨立董事、審計師行業專長與商譽減值

進一步，為了檢驗具有行業專長的審計師對上市公司商譽減值率的影響，對模型（2）的回歸結果如表3第（2）列所示，核心解釋變量是否聘請具有行業專長的審計師（SPECIAL）的系數為-12.6163，并具有5%的顯著性水平，說明相對于未聘請具有行業專長審計師的上市公司，聘請了具有行業專長審計師的上市公司的商譽減值率將更低，從而驗證了假設2。

最后，表2 第（3）列報告了模型（3）的多元回歸結果，驗證了上市公司董事會中財務背景獨立董事的比例是否有助于聘請行業專長的審計師對商譽減值的抑制作用。根據第（3）列的回歸結果，財務獨立董事占比與是否聘請具有行業專長的審計師（SPECIAL）的交乘項的系數為197.9657，并在1%的水平上顯著，說明上市公司董事會中財務背景獨立董事的比例越高，聘請具有行業專長的審計師對上市公司商譽減值率的抑制作用越強，從而假設3 得到證明。

（三）穩健性檢驗

1.更換商譽減值的度量指標

為保證實證檢驗的可靠性，借鑒盧煜和曲曉輝（2016）的研究，以商譽減值金額與企業期末總資產的比值（GWI_A）作為商譽減值的代理變量替換上述實證的被解釋變量，并再一次對模型（1）、模型（2）、模型（3）進行檢驗。從表3可知，第（1）—（3）列的回歸結果再一次驗證了前文的3 個假設。因此，上述實證結果是穩健的。

表3 穩健性檢驗：更換商譽減值的度量指標

續表3

2.更換財務獨董的度量指標

在基準回歸中，財務獨董比例是用財務獨董人數與公司董事會人數的比值來衡量的。為提高實證結果的穩健性，改用財務獨董人數（FID_N）作為財務獨董的代理變量，并以此來對模型（2）和模型（3）再次進行檢驗，檢驗結果如表4 所示，并未發生實質性改變，說明前文的實證檢驗穩健。

表4 穩健性檢驗：更換財務獨董的度量指標

3.工具變量回歸

為解決模型中潛在的內生性問題，使用財務背景獨立董事比例的滯后一期作為工具變量再次對上述檢驗進行回歸分析，回歸結果如表5 所示：第（1）列中滯后一期的財務背景獨董（L.FID_N）的回歸系數在1%的水平上顯著為正，說明滯后一期的財務背景獨董比例與當期的財務背景獨董比例在統計上具有高度的正相關關系；在列（2）的IV估計中，財務背景獨立董事比例（FID_N）與上市公司的商譽減值率在5%的顯著性水平上呈負相關關系，表明上市公司財務背景獨董比例顯著抑制了公司的商譽減值率，與基準回歸模型的結果一致，表明使用了工具變量回歸后前文結果依舊是穩健的。

表5 穩健性檢驗：工具變量回歸

五、研究結論與建議

筆者以2012—2018 年我國滬深證券市場計提了商譽減值的上市公司為樣本，實證檢驗了財務背景獨董與審計師行業專長與商譽減值的關系。實證結果表明：上市公司董事會中財務獨立董事占比越高，企業的商譽減值率越低；相對于未聘用具有行業專長審計師的上市公司，聘用了具有行業專長審計師的上市公司的商譽減值率將更低；并且當上市公司董事會中具有財務背景獨立董事的占比越高時，聘請具有行業專長的審計師對上市公司商譽減值率的抑制作用越強。

基于上述結論提出如下建議：第一，企業在聘請獨立董事的時應當優先考慮具有財務背景的獨立董事，這樣有助于發揮財務背景的獨立董事對上市公司商譽減值計提的監督效果，從而更好地發揮財務背景獨立董事對公司管理層操縱公司盈余管理的監督作用。第二，企業在聘請外部審計師時應當盡量選擇具有行業專長的審計師，從而提高審計質量和抑制管理層的盈余操縱的行為。第三，獨立董事與審計師應該相互配合以便更好地發揮內外部監督機制的作用，從而提升內部監督和外部監督的效率。最后，由于商譽會計核算的復雜性，商譽減值測試給公司管理層利用商譽減值操縱公司盈余留下了空間，因此要高度重視商譽確認、計量和減值審計工作，從而保證上市公司披露的會計信息質量。