實際控制人所有權(quán)能否抑制商譽泡沫?
——基于內(nèi)部控制視角的解釋

宋佳寧 高 闖

(1.首都經(jīng)濟貿(mào)易大學(xué) 工商管理學(xué)院，北京 100070；2.安徽財經(jīng)大學(xué) 會計學(xué)院，安徽 蚌埠 233030)

一、引言

近年來，我國上市公司多次出現(xiàn)因商譽泡沫導(dǎo)致巨額商譽減值的暴雷事件。商譽泡沫的形成主要源于公司并購過程中對被并購公司資產(chǎn)的過高估計，泡沫破裂會給公司乃至整個市場帶來嚴重的消極影響。根據(jù)證監(jiān)會發(fā)布的《2018年上市公司年報會計監(jiān)管報告》，我國部分上市公司存在商譽初始確認時未識別有關(guān)風(fēng)險、對或有合并對價及未入賬資產(chǎn)負債的確認和計量不充分等原因造成的商譽虛高情況。上述問題會導(dǎo)致并購時超額商譽的確認，并進一步引發(fā)并購后商譽減值的出現(xiàn)。近年來，這種大規(guī)模超額商譽的確認及其后續(xù)引發(fā)的大額商譽減值受到學(xué)術(shù)界和實務(wù)界的重點關(guān)注。有研究表明，完善的治理機制可以有效抑制商譽泡沫(Abughazaleh et al.，2011)。實際控制人是指能夠?qū)嶋H支配公司行為的人(馬云飆 等，2018)，其可以通過一致行動、多重塔式持股、交叉持股等方式獲得上市公司的所有權(quán)。實際控制人所有權(quán)結(jié)構(gòu)在公司治理中發(fā)揮著重要作用(肖作平 等，2014；顧小龍 等，2020)。那么，實際控制人所有權(quán)結(jié)構(gòu)能否減少超額商譽的確認和商譽減值的計提，進而降低資本市場以及投資者的風(fēng)險呢？已有研究并未對此展開深入探討。

基于上述分析，本文選取2008—2019年我國滬深A(yù)股上市公司為研究樣本，分別從并購時超額商譽的確認和并購后商譽減值的發(fā)生兩方面，實證檢驗了實際控制人所有權(quán)對商譽泡沫的影響。本文的貢獻主要體現(xiàn)在：其一，為探討商譽及商譽減值的影響因素提供了新的研究視角。從現(xiàn)有文獻來看，有關(guān)商譽影響因素方面的探討并不多見，僅有少量研究從高管薪酬激勵、企業(yè)社會責(zé)任履行等方面展開了考察(Bens et al.,2011;許罡，2020)。不同于此，本文從實際控制人的視角出發(fā)探討其對商譽泡沫的抑制效應(yīng)，豐富和拓展了商譽影響因素方面的文獻。其二，基于內(nèi)部控制的視角揭示了實際控制人所有權(quán)抑制商譽泡沫的傳導(dǎo)路徑，同時識別了有可能會強化實際控制人所有權(quán)抑制效果的內(nèi)外部公司治理因素。其三，研究結(jié)論不僅可以為公司建立健全商譽泡沫預(yù)警體系提供重要參考，而且對于監(jiān)管部門強化資本市場金融風(fēng)險防控、加強資本市場投資者保護也具有一定的啟發(fā)意義。

二、文獻綜述與研究假設(shè)

(一)文獻回顧

目前，關(guān)于商譽的研究文獻主要圍繞商譽的概念及其會計處理、商譽形成的影響因素以及商譽的經(jīng)濟后果三個方面展開。(1)商譽的概念及其會計處理。Ramanna(2008)認為，商譽的可操縱性極強，是公司實施盈余管理進而操縱利潤的重要項目之一。鄭海英等(2014)認為，商譽作為一項資產(chǎn)，可以在未來給并購方帶來經(jīng)濟利益，提高公司業(yè)績。黃蔚等(2018)認為，商譽只會帶來短期的正向影響，因此應(yīng)該將攤銷重新納入商譽的后續(xù)計量。謝紀(jì)剛等(2020)認為，商譽是協(xié)同效應(yīng)的一部分，并提出確認時不確認預(yù)期超額收益、后續(xù)計量時根據(jù)業(yè)績目標(biāo)進行減值計提的模式。(2)商譽的影響因素。Bens et al.(2011)研究表明，公司內(nèi)部環(huán)境中的高管薪酬激勵會影響商譽的會計選擇，進而對商譽產(chǎn)生影響。張新民等(2018)研究發(fā)現(xiàn)，內(nèi)部控制質(zhì)量越高的公司，并購機制越完善，商譽泡沫越小，后續(xù)商譽減值計提的比例就越小。許罡(2020)發(fā)現(xiàn)，企業(yè)社會責(zé)任履行情況越好，越有助于提高商譽的公允性，抑制商譽泡沫。(3)商譽的經(jīng)濟后果。張麗達等(2016)研究結(jié)果顯示，商譽減值會導(dǎo)致公司的績效水平下降。王文姣等(2017)研究發(fā)現(xiàn)，商譽資產(chǎn)會降低會計信息質(zhì)量，進而導(dǎo)致公司股價存在崩盤風(fēng)險。楊威等(2018)發(fā)現(xiàn)，對于商譽較高的公司，商譽引發(fā)股價崩盤風(fēng)險的可能性較高。Glaum et al.(2018)研究表明，商譽減值越大，公司股票收益率越低。朱郭一鳴等(2021)研究發(fā)現(xiàn)，高水平的商譽會導(dǎo)致資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率降低、融資約束增加，進而使公司的技術(shù)創(chuàng)新水平降低。

從現(xiàn)有文獻來看，有關(guān)實際控制人所有權(quán)經(jīng)濟后果的研究主要集中于研發(fā)投入、融資結(jié)構(gòu)、公司價值等方面。La Porta et al.(2002)指出，對實際控制人所有權(quán)進行正向激勵有助于提升公司價值。吳國鼎(2015)研究結(jié)論顯示，對于競爭性行業(yè)企業(yè)而言，實際控制人所有權(quán)與公司績效呈顯著的正相關(guān)關(guān)系。顧小龍等(2016)研究發(fā)現(xiàn)，公司實際控制人所有權(quán)越高，公司股價崩盤風(fēng)險越小。王卓等(2017)認為，存在一個最優(yōu)的實際控制人所有權(quán)水平，能夠使公司的研發(fā)投入達到最優(yōu)狀態(tài)。邱國棟等(2020)研究得出，實際控制人所有權(quán)可以提高公司價值。

綜上所述，有關(guān)商譽的既有研究著重圍繞商譽的經(jīng)濟后果展開了較為充分的探討，學(xué)者普遍認同超額商譽及商譽減值會給公司帶來較為嚴重的負面影響。然而，由于商譽本身的資產(chǎn)屬性及其估值的可操縱性，針對商譽泡沫的抑制機制無疑是一個更值得深入研究的主題。遺憾的是，學(xué)者對此并未給予足夠的重視，更是鮮有研究從公司治理機制的視角探討實際控制人所有權(quán)對商譽泡沫的抑制作用。

(二)假設(shè)提出

1.并購時：實際控制人所有權(quán)與超額商譽

實際控制人所有權(quán)也就是現(xiàn)金流權(quán)，是指實際控制人通過一致行動、多重塔式持股、交叉持股等方式擁有的上市公司的所有權(quán)。La Porta et al.(1999)發(fā)現(xiàn)，實際控制人大多通過構(gòu)建一個復(fù)雜的股權(quán)關(guān)系鏈，從而用較少的所有權(quán)獲取較高比例的控制。根據(jù)代理理論與利益趨同理論，實際控制人同時存在掏空行為與支持行為(邱國棟 等，2020)。一方面，掏空行為源于實際控制人不能被中小股東完全監(jiān)督，表現(xiàn)為控股股東對中小股東的利益侵蝕(La Porta et al.，1999)。通常，當(dāng)實際控制人所有權(quán)較少時，實際控制人更有意愿去侵占中小股東的利益。Jiang et al.(2015)指出，在我國，實際控制人由于不能被完全監(jiān)督進而做出損害中小股東利益的問題較為嚴重。另一方面，實際控制人持有公司股份的比例與公司利益正相關(guān)(Jensen et al.,1976)，這種利益上的趨同不僅能夠有效約束實際控制人對公司的掏空行為(Johnson et al.，2000)，還可以促使控制人產(chǎn)生積極的支持行為。也就是說，當(dāng)實際控制人所有權(quán)增加時，其更希望公司價值能夠持續(xù)提升(Claessens et al.，2002)。為了支持公司發(fā)展，實際控制人充分調(diào)用自身資源、發(fā)揮自身決策能力的意愿更為強烈(王蓓 等，2010；Jian et al.，2010)。此外，伴隨著實際控制人所有權(quán)的增加，其也會更加關(guān)注公司的長期價值，而非即期收益。具體地，本文從以下三個方面來闡述實際控制人股權(quán)結(jié)構(gòu)與超額商譽的關(guān)系。

一是抑制實際控制人的掏空行為。在現(xiàn)實中，并非所有的并購活動都是為了獲取公司控制權(quán)增效、追求協(xié)同效應(yīng)等，進而促進公司競爭力不斷提升，推動公司更好更快地發(fā)展。公司實際控制人也可能出于謀求個人私利的動機而實施并購活動(Denis et al.，2003；于江 等，2014)，通常這種受掏空驅(qū)動的非正常并購行為會產(chǎn)生不切實際的商譽，即超額商譽。但是，隨著實際控制人所有權(quán)的增加，其能夠從公司分享收益的比例也在逐步提高。此時，實際控制人為追求私人利益而損害中小股東利益的動機一定程度上被削弱(Shleifer et al.，2003)，進而可能對不合理并購引發(fā)的超額商譽產(chǎn)生顯著的抑制作用。

二是增加實際控制人的支持行為。隨著實際控制人所有權(quán)的增加，其與公司的整體利益更加趨于一致，對于公司發(fā)展壯大的渴求更為迫切(肖作平 等，2014)。正因如此，在并購交易過程中，他們能夠更為審慎地開展風(fēng)險評估、積極與外部投資者進行交流，以切實降低信息不對稱帶來的不利影響(Wittenberg-Moerman，2008)。而超額商譽出現(xiàn)的重要原因之一就是并購時存在的信息不對稱增加了主并方獲取被并企業(yè)估值信息的難度，造成價值高估。因此，擁有更多所有權(quán)的實際控制人為了加快推動公司發(fā)展而主動增加的支持行為，可以有效降低超額商譽。

三是減少實際控制人的套利行為。在股權(quán)分置改革后，實際控制人可以通過二級市場減持股票獲取收益(吳育輝 等，2010)。這就為實際控制人利用盈余管理以及信息優(yōu)勢獲取即期收益提供了可能(Piotroski et al.，2005)，比如通過承諾高業(yè)績、利用估值差異等方式蓄意抬高并購溢價。但是，當(dāng)實際控制人利益因所有權(quán)增加而與公司利益趨于一致時，其會主動減少旨在獲取即期收益而進行的套利并購行為，轉(zhuǎn)而更加關(guān)注長期收益，從而有效抑制超額商譽的發(fā)生。

基于上述分析，本文提出：

假設(shè)1：在其他條件不變的情況下，實際控制人所有權(quán)與超額商譽呈負相關(guān)關(guān)系。

2.并購后：實際控制人所有權(quán)與商譽減值

企業(yè)會計準(zhǔn)則要求在各年度結(jié)束時對企業(yè)合并形成的商譽進行減值測試。造成商譽資產(chǎn)減值的因素眾多，主要包括：為了追求短期利益而在并購時簽訂不合理的業(yè)績補償協(xié)議；后期經(jīng)營不善等導(dǎo)致協(xié)議中的業(yè)績目標(biāo)無法實現(xiàn)；公司盲目并購造成商譽虛高；并購后的資源整合較為困難，公司協(xié)同效應(yīng)難以發(fā)揮。正如上文所述，隨著實際控制人所有權(quán)的增加，其個人利益與企業(yè)利益趨于一致，兩者之間的聯(lián)系愈加緊密。在此背景下，一方面，實際控制人更加關(guān)注企業(yè)的長遠發(fā)展和長期利益，在并購時不太可能為了短期利益而做出不合理的業(yè)績承諾，進而使得后續(xù)因未完成業(yè)績承諾所致的商譽減值大大減少；另一方面，為了幫助企業(yè)在并購后取得更好的經(jīng)營績效，實際控制人會主動減少對公司的掏空，同時積極為公司提供更多的支持(顧小龍 等，2020)，比如盡可能地完善公司的各項治理制度、改進管理層聘用考核和監(jiān)督激勵方案、提高企業(yè)資源分配的合理性和經(jīng)濟活動的執(zhí)行效率，以最大程度地發(fā)揮并購主體的協(xié)同效應(yīng)。綜上所述，實際控制人所有權(quán)能夠從降低虛高的業(yè)績承諾和提高企業(yè)并購效率兩個方面對并購商譽減值產(chǎn)生積極影響?；谏鲜龇治?，本文提出：

假設(shè)2：在其他條件相同的情況下，實際控制人所有權(quán)與商譽減值呈負相關(guān)關(guān)系。

三、研究設(shè)計

(一)樣本選取與數(shù)據(jù)來源

現(xiàn)行的企業(yè)會計準(zhǔn)則是2007頒布的，由于其改變了商譽的計量方式，本文選用2008—2019年我國A股上市公司為樣本，并對初始樣本進行了以下處理：剔除金融行業(yè)的樣本公司；剔除相關(guān)數(shù)據(jù)缺失的樣本公司；對主要連續(xù)變量進行首尾1%的Winsor處理，以避免極端值干擾。最后共得到4021個觀測值。本文使用的數(shù)據(jù)均來自CSMAR數(shù)據(jù)庫和Wind金融終端。

(二)變量定義

1.被解釋變量

(1)超額商譽(GWex)。借鑒傅超等(2015)和魏志華等(2019)的做法，本文采用模型預(yù)測方法測度超額商譽，即用商譽期望模型的回歸殘差作為超額商譽的代理變量。具體而言，從并購特征、行業(yè)水平、公司特征三個維度選取指標(biāo)對公司商譽水平進行回歸，具體包括是否現(xiàn)金支付、合約價格、所在行業(yè)當(dāng)年的商譽均值、公司規(guī)模、盈利能力、兩職合一、管理層持股等，同時還加入了行業(yè)與年度虛擬變量；在此基礎(chǔ)上，將回歸得到的殘差(實際商譽與預(yù)期合理商譽的差額)作為超額商譽的代理變量。

(2)商譽減值(GWim)。本文根據(jù)張新民(2018)的方法，用企業(yè)年度減值計提的比例，即后一期的商譽減值除以當(dāng)期的商譽原值，衡量商譽減值。

2.解釋變量

本文的核心解釋變量為實際控制人所有權(quán)(CFR)。對于實際控制人所有權(quán)的衡量，我們借鑒La Porta et al.(1999)和Claessens et al.(2000)的計算方法，先將公司與實際控制人股權(quán)關(guān)系鏈的每條關(guān)系鏈中各層持有比例相乘，再將各條關(guān)系鏈的所有權(quán)相加。

3.控制變量

本文借鑒張新民等(2018)、李璐等(2019)的做法，選擇公司規(guī)模(SIZE)、現(xiàn)金持有(MONEY)、固定資產(chǎn)比例(FIX)、財務(wù)杠桿(LEV)、市賬比(MTB)、資產(chǎn)收益率(ROA)、股權(quán)集中度(TOP5)、是否由“四大”審計(BIG4)、上市年限(AGE)為控制變量。同時，本文還控制了行業(yè)(IND)效應(yīng)和時間(YEAR)效應(yīng)的影響。

本文變量的具體說明見表1。

(三)模型設(shè)定

為檢驗實際控制人所有權(quán)對商譽泡沫的影響，即假設(shè)1與假設(shè)2，本文構(gòu)建如下模型：

GWex=α0+α1CFR+α2MONEY+α3FIX+α4LEV+α5MTB+α6ROA+

α7TOP5+α8BIG4+α9SIZE+α10AGE+IND+YEAR+ε

(1)

GWim=β0+β1CFR+β2MONEY+β3FIX+β4LEV+β5MTB+β6ROA+

β7TOP5+β8BIG4+β9SIZE+β10AGE+IND+YEAR+ε

(2)

其中：GWex和GWim為被解釋變量，分別表示超額商譽和商譽減值；CFR為解釋變量，表示實際控制人所有權(quán)；ε為模型殘差；其余均為控制變量。如果模型(1)中CFR的估計系數(shù)α1顯著為負，則意味著實際控制人所有權(quán)對超額商譽具有顯著的負面影響，即假設(shè)1得到支持；如果模型(2)中CFR的估計系數(shù)β1顯著為負，則意味著實際控制人所有權(quán)對商譽減值具有顯著的負向影響，即假設(shè)2得到支持。

四、實證結(jié)果與分析

(一)描述性統(tǒng)計

本文變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果如表2所示。超額商譽(GWex)的均值為-0.001，最大值為0.421，說明部分公司超額商譽較大；商譽減值(GWim)的中位數(shù)為0，均值為0.164，最大值為0.970，說明半數(shù)以上的上市公司沒有計提商譽減值，并且部分企業(yè)計提的商譽減值較大；實際控制人所有權(quán)(CFR)的均值為0.303，最小值為0.007，最大值為0.899，說明不同公司間的實際控制人所有權(quán)差異較大。限于篇幅，控制變量的數(shù)據(jù)特征不再詳述?？傮w上看，樣本的變量特征差異明顯，樣本分布較為合理。

表2 描述性統(tǒng)計分析

(二)相關(guān)性檢驗

表3列示了各主要研究變量之間的Pearson相關(guān)系數(shù)。由表3可見，超額商譽(GWex)與商譽減值(GWim)在5%的水平上顯著正相關(guān)，說明超額商譽的確認會導(dǎo)致并購后商譽減值的發(fā)生。實際控制人所有權(quán)(CFR)與超額商譽(GWex)、商譽減值(GWim)均在1%的水平上顯著負相關(guān)，初步驗證了假設(shè)1和假設(shè)2。此外，主要解釋變量間的相關(guān)系數(shù)值均小于0.4，且VIF值都小于2，說明模型不存在嚴重的多重共線性問題。

表3 主要變量的Pearson相關(guān)系數(shù)矩陣

(三)多元回歸分析

1.實際控制人所有權(quán)與超額商譽

表4報告了實際控制人所有權(quán)(CFR)與超額商譽(GWex)的回歸結(jié)果。其中，列(1)為僅控制年份與行業(yè)效應(yīng)的回歸結(jié)果，而列(2)則是包括所有控制變量的回歸結(jié)果。

由表4的列(1)、(2)可見，實際控制人所有權(quán)(CFR)的估計系數(shù)分別為-0.0630和-0.0649，且均在1%的水平上顯著，說明實際控制人所有權(quán)能夠顯著降低并購時產(chǎn)生的超額商譽，即實際控制人所有權(quán)越高，公司并購產(chǎn)生的超額商譽越小。由此，假設(shè)1得到證實。

從控制變量的檢驗結(jié)果可知：現(xiàn)金持有(MONEY)和固定資產(chǎn)比例(FIX)越高的公司，超額商譽(GWex)的水平越低；公司規(guī)模(SIZE)越大、市賬比(MTB)越高以及股權(quán)集中度(TOP5)越高的公司，超額商譽(GWex)的水平越高，說明規(guī)模越大、市場價值越高、內(nèi)部權(quán)力越集中的公司，商譽泡沫水平越高；財務(wù)杠桿(LEV)越高、由“四大”審計(BIG4)的公司，超額商譽(GWex)的水平較低。

表4 實際控制人所有權(quán)與超額商譽的回歸分析結(jié)果

2.實際控制人所有權(quán)與商譽減值

表5列示了實際控制人所有權(quán)(CFR)與商譽減值(GWim)的回歸結(jié)果。類似地，列(1)為僅控制年份和行業(yè)效應(yīng)的回歸結(jié)果，而列(2)則是包括所有控制變量的回歸結(jié)果。

表5的列(1)、(2)顯示，實際控制人所有權(quán)(CFR)的估計系數(shù)分別為-0.0198和-0.0239，且均在1%的水平上顯著，說明實際控制人所有權(quán)能夠顯著降低商譽減值的計提比例，即實際控制人所有權(quán)越高，并購后計提商譽減值的比例越低。由此可知，假設(shè)2得到支持。

表5 實際控制人所有權(quán)與商譽減值的回歸分析結(jié)果

(四)穩(wěn)健性檢驗

為確保研究結(jié)論的可靠性，本文從三個方面進行了穩(wěn)健性檢驗。

1.內(nèi)生性檢驗

(1)傾向得分匹配法(PSM)。首先，根據(jù)實際控制人所有權(quán)(CFR)的中位數(shù)將全樣本劃分為高所有權(quán)組(即處理組，CFR高于中位數(shù))與低所有權(quán)組(即控制組，CFR低于或等于中位數(shù))；其次，將實際控制人所有權(quán)(CFR)作為被解釋變量，模型(1)和(2)中的所有控制變量作為解釋變量，回歸得出傾向得分值；再者，采用1∶1匹配方法得到匹配成功的觀測值1743對，也就是說，處理組和控制組共有3486個觀測值滿足共同支撐假設(shè)被保留下來；最后，針對最終保留的樣本利用模型(1)和(2)重新進行回歸分析。檢驗結(jié)果列于表6，從中可見，在匹配后的樣本中，實際控制人所有權(quán)(CFR)與超額商譽(GWex)和商譽減值(GWim)均呈顯著的負相關(guān)關(guān)系，與上文的分析結(jié)果基本一致。

表6 傾向得分匹配法檢驗結(jié)果

(2)固定效應(yīng)模型。為控制可能遺漏的公司特質(zhì)因素對實證結(jié)果造成干擾，本文參考李璐等(2019)的做法，使用固定效應(yīng)模型重新對實際控制人所有權(quán)(CFR)與超額商譽(GWex)、商譽減值(GWim)的關(guān)系進行檢驗，結(jié)果列于表7。由表7可見，在控制個體效應(yīng)后，實際控制人所有權(quán)(CFR)對超額商譽(GWex)和商譽減值(GWim)均存在顯著的負向影響，與前文結(jié)論依然保持一致。

表7 固定效應(yīng)模型檢驗結(jié)果

2.更換被解釋變量的度量方法

一是變更超額商譽的度量方法。參照張新民等(2018)的方法，我們重新測度了超額商譽。具體計算方法為：(商譽賬面價值-該公司所在行業(yè)當(dāng)年的商譽賬面價值平均值)/總資產(chǎn)。在此基礎(chǔ)上，再次進行回歸分析，結(jié)果如表8列(1)所示。不難發(fā)現(xiàn)，實際控制人所有權(quán)(CFR)與超額商譽(GWex)仍然在1%的水平上顯著負相關(guān)。

二是變更商譽減值的度量方法。借鑒李璐等(2019)的方法，我們重新測度了商譽減值。具體方法為：用第二年是否發(fā)生商譽減值進行度量，計提商譽減值賦值為1，否則賦值為0。在此基礎(chǔ)上，再次進行回歸分析，結(jié)果報告于表8列(2)。從中可見，實際控制人所有權(quán)(CFR)商譽減值(GWim)依然在1%的水平上顯著負相關(guān)。

綜上可知，在變更超額商譽和商譽減值的度量方法后，本文結(jié)論并未發(fā)生改變。

表8 變更因變量度量方法的檢驗結(jié)果

3.考慮滯后性

考慮到實際控制人所有權(quán)的影響可能存在滯后性，即影響后一期的超額商譽和再后一期的商譽減值，本文將模型(1)和模型(2)中的被解釋變量替換成滯后一期的超額商譽和商譽減值，然后進行回歸，檢驗結(jié)果列于表9。由表9可知，實際控制人所有權(quán)(CFR)對滯后一期的超額商譽(GWex)和商譽減值(GWim)同樣存在顯著的負向影響。這再次證實，本文研究結(jié)論是可靠的。

表9 考慮滯后性的檢驗結(jié)果

五、作用機制分析

上述回歸結(jié)果證實，實際控制人所有權(quán)能夠有效降低并購時的超額商譽確認以及并購后的商譽減值產(chǎn)生。那么，實際控制人所有權(quán)對商譽泡沫的抑制作用究竟是通過何種機制實現(xiàn)的呢？根據(jù)前文分析可知，當(dāng)實際控制人所有權(quán)較小時，實際控制人與公司的利益不盡一致，其可能會繞過內(nèi)部控制的監(jiān)督管理機制，利用盈余管理、套利并購等手段謀取個人私利；隨著實際控制人所有權(quán)的增大，實際控制人與公司利益趨于一致，此時其為了推動公司更好地發(fā)展以便獲取更多的剩余收益，會積極維護公司內(nèi)部控制，比如完善內(nèi)部控制設(shè)計、改進內(nèi)部控制缺陷、保障內(nèi)部控制實施等。而良好的內(nèi)部控制可以降低公司的商譽泡沫水平，這是因為：在并購時，高質(zhì)量的內(nèi)部控制可以保障高水平的風(fēng)險管控，降低對被并購企業(yè)的價格誤判，進而減少超額商譽的確認；在并購后，高質(zhì)量的內(nèi)部控制可以優(yōu)化資源配置，增強公司的協(xié)同效應(yīng)，促使并購目標(biāo)更好地完成，從而降低商譽減值的發(fā)生?；谏鲜龇治觯疚恼J為，實際控制人所有權(quán)之所以能夠?qū)ι套u泡沫產(chǎn)生抑制效果可能是通過提高公司的內(nèi)部控制水平實現(xiàn)的。

接下來，對上述推斷進行驗證。本文選擇內(nèi)部控制質(zhì)量和內(nèi)部控制缺陷兩個指標(biāo)衡量公司的內(nèi)部控制水平。其中，內(nèi)部控制質(zhì)量(ICQ)使用迪博數(shù)據(jù)庫中的中國上市公司內(nèi)部控制指數(shù)除以100進行度量；內(nèi)部控制缺陷(ICD)選用CSMAR數(shù)據(jù)庫中的內(nèi)部控制是否存在缺陷指標(biāo)加以衡量，存在內(nèi)部控制缺陷取值為1，否則取值為0。在此基礎(chǔ)上，本文參考Baron et al.(1986)的方法進行中介效應(yīng)檢驗，具體步驟為：第一步，分析解釋變量對被解釋變量的回歸，即前文中的主回歸；第二步，分析解釋變量對中介變量的回歸；第三步，分析加入中介變量后解釋變量對被解釋變量的回歸。

為檢驗內(nèi)部控制質(zhì)量(ICQ)的中介效應(yīng)，設(shè)置以下模型：

ICQ=γ0+γ1CFR+γ2CONTROLS+ε

(3)

GWex=α0+α1CFR+α2ICQ+α3CONTROLS+ε

(4)

GWim=β0+β1CFR+β2ICQ+β3CONTROLS+ε

(5)

為檢驗內(nèi)部控制缺陷(ICD)的中介效應(yīng)，設(shè)置以下模型：

ICD=δ0+δ1CFR+δ2CONTROLS+ε

(6)

GWex=α0+α1CFR+α2ICD+α3CONTROLS+ε

(7)

GWim=β0+β1CFR+β2ICD+β3CONTROLS+ε

(8)

其中，CONTROLS為一系列控制變量，與上文相同，不再贅述。

上文的表4和表5中已經(jīng)報告了第一步檢驗的結(jié)果，即實際控制人所有權(quán)(CFR)對超額商譽(GWex)和商譽減值(GWim)均存在顯著的負向影響。下面，進行后續(xù)的中介效應(yīng)檢驗流程分析。表10報告了模型(3)～(8)的回歸結(jié)果。其中，Panel A為內(nèi)部控制質(zhì)量(ICQ)的檢驗結(jié)果，Panel B為內(nèi)部控制缺陷(ICD)的檢驗結(jié)果。在列(1)中，實際控制人所有權(quán)(CFR)的估計系數(shù)顯著為正，說明實際控制人所有權(quán)越高，內(nèi)部控制質(zhì)量越好；由列(2)、(3)可見，實際控制人所有權(quán)(CFR)和內(nèi)部控制質(zhì)量(ICQ)的估計系數(shù)均在1%的水平上顯著。上述結(jié)果表明，內(nèi)部控制質(zhì)量在實際控制人所有權(quán)和超額商譽，以及實際控制人所有權(quán)和商譽減值之間發(fā)揮部分中介作用。在列(4)中，實際控制人所有權(quán)(CFR)的系數(shù)顯著為負，說明實際控制人所有權(quán)越高，內(nèi)部控制缺陷越少；由列(5)、(6)可見，實際控制人所有權(quán)(CFR)和內(nèi)部控制缺陷(ICD)的估計系數(shù)均在1%的水平上顯著。上述結(jié)果表明，內(nèi)部控制缺陷在實際控制人所有權(quán)和超額商譽，以及實際控制人所有權(quán)和商譽減值之間均起部分中介作用。

綜上所述可知，內(nèi)部控制在實際控制人所有權(quán)和商譽泡沫之間發(fā)揮部分中介作用，即實際控制人所有權(quán)可以通過提高內(nèi)部控制質(zhì)量、降低內(nèi)部控制缺陷，進而抑制并購時的超額商譽確認、減少并購后的商譽減值產(chǎn)生。該結(jié)果也說明，并不能排除實際控制人所有權(quán)同時通過其他渠道抑制商譽泡沫的發(fā)生。

表10 作用機制檢驗結(jié)果

六、拓展性研究

完善的公司治理機制可以更好地改進公司治理水平，提高公司治理效率。那么，有效的公司治理機制能否強化實際控制人所有權(quán)對商譽泡沫的抑制作用呢？針對于此，本文分別選取獨立董事比例與分析師跟蹤人數(shù)作為考察指標(biāo)，從內(nèi)外部治理兩方面開展進一步研究。

(一)獨立董事比例的影響

獨立董事比例是公司獨立董事人數(shù)占全部董事人數(shù)的比例，是董事會職能分化的結(jié)果，主要用于度量公司內(nèi)部權(quán)力的制衡程度。獨立董事比例較高時，其約束與監(jiān)督能力也處于較高水平(周建 等，2014)，這有助于更好地約束實際控制人的掏空行為(鄧博夫 等，2012)，提高信息的可靠性(杜劍 等，2019)。因此，本文預(yù)測相對于獨立董事比例較低的公司，在獨立董事比例較高的公司中，實際控制人所有權(quán)對超額商譽和商譽減值的抑制作用更強。表11列示了考慮獨立董事比例影響后的回歸分析結(jié)果。由表11可見，在分別加入獨立董事比例與實際控制人所有權(quán)的交互項(CFR×IND)以后，實際控制人所有權(quán)(CFR)與超額商譽(GWex)和商譽減值(GWim)均呈顯著的負相關(guān)關(guān)系。同時，在列(1)、(2)中，實際控制人所有權(quán)與獨立董事比例的交互項(CFR×IND)的估計系數(shù)分別為-0.0911、-0.0634，且分別在1%和5%的水平下顯著，表明獨立董事比例對實際控制人所有權(quán)與超額商譽、商譽減值的關(guān)系均具有顯著的調(diào)節(jié)作用。

表11 獨立董事比例影響的檢驗結(jié)果

(二)分析師跟蹤人數(shù)的影響

分析師是企業(yè)外部治理機制的重要組成部分，其作為資本市場上的信息中介，更容易發(fā)現(xiàn)公司財務(wù)中存在的問題(Dyck et al.，2010)。通常，有較多的分析師跟蹤意味著公司受外部監(jiān)督的強度較大，可以有效降低機會主義行為，抑制盈余管理動機(李春濤 等，2014)。因此，本文預(yù)測對于分析師跟蹤人數(shù)越多的公司，實際控制人所有權(quán)對超額商譽和商譽減值的抑制程度越強。表12列示了考慮分析師跟蹤人數(shù)影響后的回歸分析結(jié)果。由表12可見，在分別加入實際控制人所有權(quán)與分析師跟蹤人數(shù)的交互項(CFR×ANA)以后，實際控制人所有權(quán)(CFR)與超額商譽(GWex)和商譽減值(GWim)均顯著負相關(guān)。同時，在列(1)、(2)中，實際控制人所有權(quán)與分析師跟蹤人數(shù)的交互項(CFR×ANA)的估計系數(shù)分別為-0.0272、-0.0176，且均在1%的水平下顯著，表明分析師跟蹤人數(shù)對實際控制人所有權(quán)與超額商譽、商譽減值的關(guān)系均具有顯著的調(diào)節(jié)作用，即分析師跟蹤人數(shù)越多，實際控制人所有權(quán)對超額商譽和商譽減值的負向影響越強。

七、結(jié)論與討論

本文選取2008—2019年我國A股上市公司為研究樣本，實證檢驗了實際控制人所有權(quán)能否有效抑制商譽泡沫。研究結(jié)果表明，實際控制人所有權(quán)的增加可以顯著降低并購時的超額商譽和并購后的商譽減值。作用機制檢驗發(fā)現(xiàn)，內(nèi)部控制在實際控制人所有權(quán)和商譽泡沫之間起部分中介作用，即實際控制人所有權(quán)的增加可以促使實際控制人完善內(nèi)部控制制度、降低內(nèi)部控制缺陷，進而降低超額商譽和商譽減值。拓展性研究顯示，基于內(nèi)外部治理的視角，公司的獨立董事比例越高、分析師跟蹤人數(shù)越多，實際控制人所有權(quán)對超額商譽和商譽減值的抑制作用越強。

本文研究結(jié)論具有重要的實踐啟示。對于公司而言，一方面，應(yīng)進一步優(yōu)化股權(quán)結(jié)構(gòu)，適度提高實際控制人所有權(quán)比例，促使實際控制人勤勉履職、努力工作，與企業(yè)同進步、共成長，同時加強對實際控制人的監(jiān)督，防范實際控制人凌駕于公司治理之上，從而有效抑制商譽泡沫的形成。另一方面，應(yīng)不斷完善公司內(nèi)部控制制度，加強公司風(fēng)險管控，提升公司整合協(xié)調(diào)能力，減少超額商譽的確認和商譽減值的發(fā)生。對于監(jiān)管機構(gòu)而言，要建立健全制度體系，努力提升并購時商譽確認的準(zhǔn)確性，同時確保并購后公司協(xié)同效應(yīng)的充分發(fā)揮，從而降低商譽減值計提，推動公司穩(wěn)步發(fā)展、維護資本市場健康秩序。