张 阳，徐子慧，王晓丹

(广东财经大学 a.会计学院,b.经济学院，广东 广州 510320)

一、引言

并购商誉产生于非同一控制下企业合并，其本质是企业为了获取未来超额收益所支付的溢价。2014年，国务院发布《关于进一步促进资本市场健康发展的若干意见》，鼓励企业并购重组。自此，我国并购市场交易规模和数量开始爆发式增长，报告并购商誉的上市公司数量和商誉资产规模也急剧增长。根据Wind数据库统计显示，2007年，披露商誉金额的上市公司仅有564家，商誉资产总额为359亿元，截至2018年末，披露商誉金额的上市公司超过2000家，其中，接近1000家公司商誉资产总额超过1亿元，375家商誉资产总额超过10亿元。A股市场商誉资产总规模已高达1.45万亿元，相比于2007年末的359亿元增长39倍。与此同时，并购活动在呈现我国资本市场繁荣的同时也带来了巨大风险，上市公司频繁爆出大额计提商誉减值直接导致业绩“大变脸”，进而引发股价剧烈波动[1]，不利于我国资本市场有序运行和国家经济稳定发展。上述现象引起了监管部门的重视，2018年，证监会发布了《会计监管风险提示第8号——商誉减值》以引导企业重视商誉减值风险，2019年，财政部针对商誉减值事项提示审计风险，并就加强审计监管工作做出布置。

作为资本市场有序运行的重要制度组成部分，外部审计制度提供的是以独立第三方专业的角度对上市公司报告的财务信息进行鉴证评价，并发表意见以降低市场的信息不对称程度。审计师为客户提供鉴证服务，并依据业务复杂程度、投入程度、面临风险高低等收取审计费用。并购商誉往往基于被并企业未来收益确定，有利于引导企业提高未来经营业绩[2-5]。但未来经营业绩具有较大的不确定性，也有研究认为并购商誉降低了企业未来业绩[6]，并购后业绩下滑被投资者视为股价高估的信号，会加剧股价崩盘风险[1]。实践中，审计师是否认知到财务报告中商誉信息所蕴含的风险并收取并购商誉风险溢价，以及经由何种路径影响到审计师的定价策略，本文拟对此加以探讨，以期为监管部门提供有证据支持的参考信息。

本文将以2008—2018年我国A股上市公司为研究样本，探讨审计师对商誉信息中潜在风险的补偿要求，并尝试验证其影响机理。本文可能的贡献为：第一，现有文献多侧重于并购商誉对企业业绩的影响，而本文则将研究视角聚焦于在当前审计制度下审计从业人员会如何看待经济运行过程中出现的商誉风险并对此做出反应，这将为审计师确定合理的收费水平提供经验证据，也将为审计收费研究提供新的视角。第二，基于影响机理的研究，利用代理成本和经营风险数据，分析并购商誉影响审计费用的作用路径，可以揭示二者关系的内在传导路径，增加关于商誉资产潜在风险的认知，不仅可以为管理层和投资者提供参考建议，也可以为监管层制定治理政策提供方向性借鉴。

二、理论分析与研究假设

(一)并购商誉与审计费用

审计费用一直是审计领域研究的热点问题，Simunic提出的审计定价模型[7]为审计费用的研究奠定了理论基础，学者们在后续研究中持续进行拓展：内部控制质量、管理层持股、事务所变更、经济政策不确定性、经营风险、法律与诉讼风险、股价崩盘风险等因素会影响审计费用[8-14]。其中，被审计单位的风险水平和审计师投入的工作量是审计费用的主要决定因素。审计师在与客户签订服务契约之后面临的风险主要包括业务风险和审计风险[15]。业务风险体现在客户经营业绩不佳导致审计师受牵连的风险，即企业经营失败时，相关利益方往往会将审计师当作替罪羊要求诉讼赔偿[16]。审计风险则是指审计师未发现客户财务报告中重大错报而发表不恰当审计意见的可能性，管理层进行盈余操纵的行为会导致审计风险上升[17]。

并购商誉是企业并购活动中并购方所支付的超额溢价。通常，并购方愿意支付超额溢价的原因是预期并购项目未来能够发挥协同正效应，拥有商誉资产金额越高，说明企业未来获得高于同行业平均盈利水平的能力越大[18]。然而，理性并购产生的适度商誉资产能够为并购方创造价值，但并非所有的并购活动都是理性的，非理性并购产生过高的溢价则会损害企业股东利益。一旦预期未来收益不能实现，高商誉不仅无法带来超额收益，还会降低未来经营业绩[19]。此外，并购商誉的存在增加了管理层盈余管理的便利性，从而增加了审计师评估财务信息是否存在重大错报的难度。股份支付方式因流动性受到限制,导致标的资产定价虚高成为常态[20]，其结果是商誉价值高估。而商誉估值涉及主观判断，容易被管理层利用来实施盈余管理行为[21]。盈余管理行为会增加财务数据重大错报的可能性，从而导致整体审计风险升高[22]。如果并购商誉意味着企业未来业绩的不确定和盈余管理的潜在可能性，那么审计师就应该对大额商誉给予更多的关注，付出更多的工作量，进而在其他因素不变的情况下，审计师应该对额外的付出要求补偿。这些反映在实践数据中，我们应该可以观察到审计师会对存在商誉资产和商誉资产金额较高的公司收取更高的审计费用以保证审计质量。

基于此，本文提出以下假设：

H1a：存在商誉资产的上市公司审计费用较高。

H1b：商誉资产规模越大，审计费用越高。

H1c：超额商誉规模越大，审计费用越高。

(二)并购商誉对审计费用的影响路径

并购商誉会加剧不同市场主体间的信息不对称，同样也会加剧审计师与客户之间的信息不对称。

审计师的信息劣势，一方面源于并购商誉造成企业经营不确定性。商誉不存在公开透明的交易市场，对其估值难以保证可靠、公允，商誉资产越大的公司，包含的审计师不能观测到的信息越多，在企业并购活动所确认的定价中，除了因协同效应支付的溢价外，还可能包含高业绩承诺、利益输送、管理层谋取私利等动机导致的溢价过高等信息。商誉金额越高，减值风险及其影响越大，进而会诱发经营风险。此外，如果外部投资者过于期待高商誉资产未来价值的实现，会导致当前资本市场股价高估。高估值为企业融资提供便利，企业可以较为容易地获得更为充裕的现金流。充足的现金流可以为企业投资高收益项目提供可能性与可行性，但同时也会导致企业实际承担的风险上升[23]，干扰企业原本的经营策略与目标，导致经营业绩大幅波动。

审计师的信息劣势另一方面还来自于并购商誉造成企业管理的不确定性，主要表现为增加企业代理成本。管理层会为了增加个人私利发起并购活动，不仅使得企业价值无法提升，甚至还会造成严重损失[24]。商誉不可核实的特性会加大管理层盈余操纵空间，提高代理成本。理论上，企业经营风险越大，代理成本越高，这表明审计师执行审计业务的难度上升，审计失败的概率增加。监管部门的介入和调查也会使审计师面临声誉损失和行政处罚风险。为此，审计师所要求的风险溢价也越高，因为他们需要增加审计程序、延长审计时间、增加审计师数量等，对于审计师而言，最优化行为是依据收费情况来决定工作的效率，其他条件不变时，审计师执业的努力程度和报酬之间成正比。

基于此，我们进一步提出第二组假设：

H2a：商誉资产金额越高，企业的经营风险越大，进而增加审计费用。

H2b：商誉资产金额越高，企业的代理成本越大，进而增加审计费用。

三、研究设计

(一)样本选择与数据来源

本文选取2008—2018年我国A股上市公司为研究样本，剔除金融保险业和当年ST的上市公司。主要变量缺失值进行删除处理，最终得到16504个年度-公司观测值。本文数据来源于国泰安数据库(CSMAR)。为了减小异常值对估计结果可能造成的影响，我们对连续变量在1%和99%水平上进行了Winsorize处理。本文使用EXCEL和STATA15软件进行数据处理和回归分析。

(二)主要变量的度量

1.被解释变量：审计师费用(INFEE)。本文采用公司支付事务所审计费用的自然对数来度量。

2.解释变量：并购商誉。借鉴刘超等的做法[25]，本文设置三个商誉变量，分别为是否存在商誉(GW01)、经总资产调整过的商誉净额(GW)和超额商誉(EXGW)。是否存在商誉采用全样本衡量，令存在商誉资产的公司GW01=1，不存在商誉资产的公司GW01=0；经总资产调整过的商誉净额采用商誉净额/总资产衡量，商誉净额为原值减去减值准备后的金额。借鉴郭照蕊等的计量方法[26]，超额商誉(EXGW)等于企业商誉净额减去该企业所属行业当年商誉平均值除以总资产。

3.中介变量：(1)代理成本(MFEE)。国内外现有研究对代理成本的衡量方式不尽相同，本文借鉴Ang等的做法，采用管理费用率(管理费用/营业收入)作为代理成本的替代变量[27]，该指标越高，代表企业的代理成本越高。(2)经营风险(RISK)。借鉴余明桂等的做法[28]，采取盈利波动性来衡量企业的经营风险。计算公式如下。

4.控制变量：审计费用主要受到盈利水平、资产状况等的影响[7]。借鉴郑春美等人的研究[21]，我们在模型中选取了控制变量，可分为三类，分别为企业特征、事务所特征和治理特征，具体如表1所示。

表1 变量名称与定义

(三)回归模型

本文的检验分为两个部分。第一部分借鉴已有研究[21]，验证审计费用能否及时反映商誉信息中的风险。构建以下模型对研究假设H1a、H1b和H1c进行检验：

INFEE=α0+α1Var_GW+αControls+∑Year+∑Industry+ε

(1)

其中，Var_GW综合表达跟商誉有关的变量，包括商誉虚拟变量(GW01)、商誉资产变量(GW)和超额商誉变量(EXGW)。系数若显著为正，则表明企业存在商誉资产，商誉资产金额越高、超额商誉金额越高，审计费用越高。为了排除其他因素对研究结果的影响，本文在模型中增加了如表1所示的控制变量。

第二部分是检验代理成本和经营风险是否在并购商誉对审计费用的影响过程中发挥了中介作用。借鉴温忠麟和叶宝娟提出的检验方法[29]，我们设置具体步骤如下：第一步，对并购商誉与审计费用的关系进行检验。如果模型(1)中GW的系数显著，则进行模型(2)(3)的检验；如果模型(1)中GW的系数不显著，则停止检验。第二步，对并购商誉与代理成本及经营风险之间的关系进行检验。如果系数β1显著，则进行下一步骤检验；如果系数β1不显著则停止检验。第三步，将代理成本及经营风险放入模型(1)中进行检验，验证代理成本及经营风险的系数δ2是否显著。如果显著，则进一步分析并购商誉的系数δ1是否显著，不显著说明代理成本及经营风险在并购商誉与审计费用的关系中起完全中介作用。系数δ1若显著则为部分中介效应。如果代理成本及经营风险的系数δ2不显著，则说明中介效应不成立。

MFEE/RISK=β0+β1GW+β2Controls+∑Year+∑Industry+ε

(2)

INFEE=δ0+δ1GW+δ2MFEE/RISK+δ3Controls+∑Year+∑Industry+ε

(3)

四、实证结果与分析

(一)描述性统计分析

表2报告了模型主要变量的描述性统计结果。审计费用(INFEE)的最大值和最小值分别为16.3384和12.4292，换算成收取的审计费用金额分别为12464560元和249995元，均值为13.7656，换算后为950268元。审计费用存在较大幅度差异，并且审计费用均值及中位数均呈逐年递增态势。并购溢价反映在商誉信息中，描述性统计结果中报告了存在并购商誉的公司所占比例的均值为54.66%。并购商誉(GW)的平均值为0.0285，标准差为0.0703，约为平均值的3倍，意味着不同公司间拥有的商誉资产规模具有非平衡性，为本文继续探讨并购商誉影响审计费用提供契机。超额商誉的均值为-0.0457，中位数为-0.0166，最大值0.2770。统计结果说明小部分上市公司超额商誉水平较高，且分布不均匀。代理成本(MFEE)的最大值和最小值分别为0.0095和0.4436，两者差距明显，说明部分公司的代理成本偏高，代理问题突出。经营风险(RISK)的最大值和最小值分别为0.1614和0.0016，说明不同企业经营风险差异较大。其他变量的描述性统计结果与现有文献研究结果较为一致。

表2 变量描述性统计结果

(二)组间差异检验及相关性分析

我们将样本分为是否存在商誉与是否为超额商誉两个组，对两个组别内审计费用的均值进行比较分析，同时对主要变量做均值T检验，结果如表3所示。从表3可以看出，存在商誉资产组的审计费用均值高于不存在商誉资产组(INFEE的均值分别为13.9096和13.5932)，高商誉组的审计费用均值高于低商誉组(INFEE的均值分别为13.8486和13.7420)，且均在1%水平上显著，这为后续检验提供了初步证据支持。

表3 单变量回归结果

主要变量的相关性分析结果如表4所示，是否存在商誉(GW01)、商誉资产(GW)和超额商誉(EXGW)与审计费用(INFEE)显著正相关，结果初步符合预期。此外，我们还进行了多重共线性检验，发现各变量间方差膨胀因子数值均小于2，说明变量之间不存在多重共线性问题。

表4 相关性分析

(三)回归结果分析

1.审计师对并购商誉收取风险溢价的经验证据

表5列示了并购商誉对审计费用的多元回归结果。第(1)列至第(3)列分别是假设H1a、H1b和H1c的检验结果，即分别采用是否存在并购商誉(GW01)、商誉资产金额(GW)和超额商誉(EXGW)三个并购商誉代理变量进行模型检验。

表5 并购商誉与审计费用

回归结果显示，并购商誉三个代理变量(GW、GW01、EXGW)的回归系数分别为0.0946、0.6078、0.0543，且分别在1%、1%和10%的水平上显著，表明存在商誉，商誉资产越高，超额商誉越高，审计师收取的审计费用越高，支持了本文的第一组假设。此外，加入控制变量的回归模型经调整后的R2达到0.6以上，说明样本拟合度较好。控制变量部分，企业是否亏损(LOSS)、公司规模(SIZE)、资产负债率(LEV)、审计意见类型(AUDOPIN)、是否为国际“四大”(BIG4)系数均显著为正，这表明审计师对经营状况、公司规模、偿债风险保持高度关注，国际“四大”凭借其声誉优势获得了高审计费用。资产收益率(ROA)、事务所变更(SWITCH)、股权集中度(TOP1)系数均显著为负，这表明审计师认为盈利能力差的公司存在较大风险，变更会计师事务所会获得较低的审计费用，对于股权集中度高的公司，审计师也倾向于收取更低的审计费用。控制变量的回归结果与前人的研究结论一致。

2.审计师收取并购商誉风险溢价的路径分析：代理冲突视角的解释

由假设H1b的检验结果可以看并购商誉金额越高，审计师收取的费用越高，说明审计师意识到高商誉资产的风险，通过提高审计费用以应对风险。该假设的成立是继续进行中介效应检验即影响审计收费的路径分析的前提。在模型(1)回归结果显著的基础上进一步对假设H2a和假设H2b进行中介效应检验：加入代理成本(MFEE)和经营风险(RISK)来检验并购商誉(GW)对审计费用(INFEE)的影响机理。

表6中列(1)报告了代理成本(MFEE)作为被解释变量的回归结果，GW的系数为0.0579，且在1%的水平上显著为正，说明并购商誉越高，代理冲突越严重。列(2)汇报了在控制代理成本的情况下以审计费用作为被解释变量的回归结果，GW和MFEE的系数分别为0.5908和0.2924，均在1%水平上显著正相关。

表6 并购商誉、代理成本与审计费用

根据中介效应检验思路分析，模型(2)(3)中GW的系数和MFEE的系数都显著，则可继续进行检验。在模型(3)中，GW的系数显著，验证了代理成本在并购商誉对审计费用的作用中存在中介效应。此外，在模型(2)(3)中，GW的系数(0.0579)乘MFEE的系数(0.2924)为正，且模型(4)中GW的系数(0.5998)也为正，说明代理成本(MFEE)在并购商誉(GW)对审计费用(INFEE)的中介效应影响类型为部分中介效应。也就是说，并购商誉对审计费用的影响作用一部分是并购商誉会激发代理冲突，另一部分则是通过代理成本作为中介机制实现的，即并购商誉不仅对审计费用产生直接影响，还会通过影响企业代理风险对审计费用产生间接的显著影响，假设H2a得到支持。

3.审计师对并购商誉风险溢价的反应：经营风险视角的解释

表7中列(1)汇报了经营风险(RISK)作为被解释变量的回归结果，GW的系数为0.0076，在5%的水平上显著为正，说明并购商誉越高，企业经营风险越高。列(2)汇报了在控制经营风险的情况下以审计费用作为被解释变量的回归结果，GW和RISK的系数分别为0.6015和0.8203，均在1%水平上显著正相关。

表7 并购商誉、经营风险与审计费用

根据中介效应检验思路分析，模型(2)(3)中GW的系数和RISK的系数都显著，则可继续进行检验。在模型(3)中，GW的系数显著，支持经营风险在并购商誉对审计费用的作用中存在中介效应的推论。此外，在模型(2)(3)中，GW的系数(0.0076)乘RISK的系数(0.8203)为正，且模型(3)中，GW的系数(0.6015)也为正，说明经营风险(RISK)在并购商誉(GW)对审计费用(INFEE)的中介效应影响类型为部分中介效应。这说明审计师能够在一定程度上识别商誉信息里蕴含的经营风险并做出反应，即并购商誉不仅对审计费用产生直接影响，还会通过影响企业经营风险对审计费用产生间接的显著影响，假设H2b得到支持。

五、稳健性检验

(一)内生性检验

1.倾向得分匹配(PSM)

为了解决模型中可能存在的内生性问题，本文采用倾向得分匹配法构造配对样本进行回归，具体做法是：以存在商誉资产的样本为处理组，不存在商誉资产的样本为对照组，采用Logit模型对处理组进行匹配评分，并加入企业规模(SIZE)和企业是否亏损(LOSS)等作为协变量，使用1∶1最邻近匹配进行配对，利用配对后的样本重新进行回归，控制行业与年份，考察并购商誉与审计费用之间的关系以及代理成本与经营风险在其中的作用。具体模型如式(4)。实验组和对照组设定的最大距离为0.03。

GW=α+α1SIZE+α2TOP1+α3ROA+α4LEV+α5LOSS+∑Year+∑Industry+ε

(4)

配对后的回归结果如表8所示，结果显示配对成功后得到11055个样本，实验组平均处理效应(ATT)在1%水平上显著(T值=8.97)，表明均衡性检验结果良好。可以看出，是否存在并购商誉(GW01)、并购商誉规模(GW)和超额商誉(EXGW)与审计费用(INFEE)显著正相关，与前文研究结论一致。

表8 并购商誉与审计费用

表9的列(1)报告GW的系数在1%的水平上显著为正，说明并购商誉越大，代理成本越高。表9列(2)报告了GW和MFEE的系数均在1%的水平上显著为正，说明并购商誉提高了代理成本，从而增强了代理成本和审计费用之间的正相关关系，即代理成本在审计师识别商誉风险的过程中发挥了中介作用。列(3)显示GW的系数在1%的水平上显著为正，说明并购商誉越大，企业经营风险越高，列(4)显示GW和RISK的系数均在1%的水平上显著为正，说明并购商誉提高了企业经营风险，从而增强了经营风险和审计费用之间的正相关关系，即经营风险在审计师识别商誉风险的过程中发挥了中介作用。上述结果支持了假设H2a和假设H2b。

表9 并购商誉、代理成本/经营风险与审计费用

2.Heckman两阶段回归

为了缓解样本自选择问题，本文构建Heckman两阶段回归模型对研究假设再次进行检验。具体做法如下：

第一阶段，参考周泽将的研究思路[21]，用并购商誉的年度-行业均值和公司特征作为工具变量，使用Probit模型估计Inverse Mill’s Ratio(IMR)值，具体的回归模型如式(5)。

GW01=α+α1mGW+α2SIZE+α3MAS+α4INDE+α5ROA+α6LOSS+α7GROWTH+∑Year+∑Industry+ε

(5)

模型(5)中采用的控制变量简单解释如下：企业规模SIZE为企业总资产取自然对数，管理层薪酬MAS为董监高薪酬取自然对数，独立董事比例INDE为独立董事人数取自然对数，资产收益率ROA为当年净利润除以期末总资产，LOSS为企业是否亏损(如果企业亏损取值为1，否则为0)，GROWTH为企业成长性(当年销售收入增长率)。

第二阶段，将Inverse Mill’s Ratio(IMR)值放入模型(1)中作为另一个控制变量，从而修正并购商誉样本选择偏差问题。若IMR通过显著性检验，则说明样本存在自选择问题，Heckman两阶段模型的回归结果与研究假设保持一致，原有结论仍然成立。稳健性检验具体数据未列，备索。

3.商誉滞后一期回归

并购商誉与审计费用之间可能会存在反向因果关系，为了控制反向因果产生的内生性问题对研究结论的影响，本文选取滞后一期的商誉数据进行回归，即将2007—2017年的并购商誉金额与2008—2018年的审计费用进行回归，各模型的回归结果与前文保持一致，表明本文研究结论稳健(限于文章篇幅，表格未列出，备索)。

(二)改变关键变量的度量指标

本文将审计费用的度量方式改为虚拟变量，具体做法为当审计费用超过样本年度、行业中位数时取1，否则取0，用INFEE01表示。采用Logit模型对模型(1)(2)(3)进行回归，相关控制变量不变，各模型的回归结果与前文保持一致，表明本文研究结论稳健。

六、进一步分析：机构投资者的调节效应

与个人投资者相比，机构投资者更加理智与专业，在公司治理中发挥了积极作用，增加了公司违规行为被发现的可能性[30]。窦欢等研究发现机构投资者持股比例较高的公司大股东更不容易违规占用公司资金，能够有效缓解大股东占用资金对企业造成的损害[31]。梅洁等研究发现，机构投资者能够有效监督管理层，抑制盈余管理行为[32]。并且，独立机构投资者持股比例越高，其监督企业经营活动的动机越强烈，这在一定程度上改善了企业经营管理水平，缓解了企业的代理冲突[33]。据此，本文认为机构投资者治理作用的发挥在一定程度上会降低审计失败的风险，从而降低事务所的审计收费，反映在数据上则是能够抑制代理成本和经营风险在并购商誉与审计费用之间的中介效应。

为了检验上述推论，本文借鉴叶宝娟和温忠麟的做法[29]，构建有中介变量的调节效应模型如下：

INFEE=a0+a1GW+a2INST+a3GW×INST+Controls+∑Year+∑Industry+ε

(6)

MFEE/RISK=β0+β1GW+β2INST+β3GW×INST+Controls+∑Year+∑Industry+ε

(7)

INFEE=χ0+χ1GW+χ2INST+χ3GW×INST+χ4MFEE/RISK+χ5GW×MFEE/RISK+Controls+∑Year+∑Industry+ε

(8)

其中，INST代表机构投资者持股，本文用机构投资者持股比例之和衡量，即证券投资基金、社保基金、QFII、券商、保险公司、银行、信托、非金融类上市公司等机构投资者持股比例之和，其他变量与前文一致。

表10列示了机构投资者持股(INST)对并购商誉、代理成本/经营风险与审计费用三者关系的调节作用。列(1)(2)GW×INST的系数和列(3)的系数MFEE均显著(显著性水平0.01)，说明机构投资者对并购商誉与审计费用之间的调节作用是通过代理成本作为中介实现的，即机构投资者能够抑制并购商誉与代理成本之间的关系，从而抑制代理成本与审计费用之间显著正相关关系。列(1)、列(4)中GW×INST的系数和列(5)中RISK的系数均显著，说明机构投资者对并购商誉与审计费用之间的调节作用是通过经营风险作为中介实现的，即与机构投资者持股规模小的企业相比，持股比例大的企业受到并购商誉对代理成本的影响较小，对审计费用的正向影响也较小。

表10 并购商誉、代理成本/经营风险与审计费用：机构投资者的调节效应

七、结论性评述

本文以我国A股上市公司数据为研究样本，实证检验并购商誉对审计费用的影响，并进而以代理成本与企业经营风险为中介变量，检验分析并购商誉对审计费用影响的具体路径。研究结果表明：(1)商誉资产不同的企业所承担的审计费用的确存在显著差异，因为审计师在定价时会考虑并购商誉中蕴含的风险因素。面对高额商誉的上市公司，审计师的策略是通过收取更多的审计费用以应对商誉潜在风险。(2)高商誉影响审计收费的具体路径分析显示，高商誉会提高企业代理成本和经营风险，进而影响到审计定价中的风险补偿要求，实证数据显示，此时企业承担的审计费用更高。(3)机构投资者会抑制高商誉企业的代理成本和经营风险，因而机构投资者持股较高的企业受到代理成本和经营风险中介作用的影响较小。

上述研究结论可为实践工作提供至少三个角度的启示：首先，对于审计师而言，商誉资产中有较大可能包含了管理层操纵盈余的信息，审计师应该强化风险意识，在执业过程中对商誉金额保持谨慎，努力识别可能存在的盈余管理行为，以降低审计失败风险。其次，对于上市公司而言，应该注重并购活动对于优化企业资源配置的作用，而并非将并购商誉作为风险的“蓄水池”。企业应该积极提高风险防控水平，从而降低并购商誉带来的委托代理问题和经营风险，降低审计收费。最后，对于监管部门而言，其应关注、识别与正确解读资本市场上审计师对风险的反应信号，据以完善相关监管政策，提升监管效率与效果，促进经济的良性运行与繁荣。同时，监管部门也需要重视机构投资者的治理作用，为机构投资者提供必要的支持，借助机构投资者的力量进一步规范上市公司的市场行为。

本文的研究存在一定局限性，主要表现在：首先，本文对并购商誉的经济后果仅关注了对审计费用的影响，对审计师其他策略行为并未涉及，在后续的研究中，可以继续考察对审计意见决策、审计投入方面的影响。其次，审计风险溢价仅使用审计费用的水平值较为粗糙，在后续研究中可以继续关注在异常审计费用方面的影响。