商譽(yù)減值的傳染效應(yīng)與內(nèi)外部監(jiān)督

李欣彥

摘 要：本文從公司間相互模仿的非理性角度出發(fā)，以2010年-2017年我國(guó)創(chuàng)業(yè)板為樣本，對(duì)上市公司商譽(yù)減值計(jì)提的傳染效應(yīng)進(jìn)行了實(shí)證分析，研究發(fā)現(xiàn)商譽(yù)減值計(jì)提行為在同行業(yè)內(nèi)的公司間存在傳染效應(yīng)，即創(chuàng)業(yè)板上市公司進(jìn)行商譽(yù)減值時(shí)會(huì)受到同行業(yè)其他公司的影響。進(jìn)一步研究發(fā)現(xiàn)，公司間的傳染效應(yīng)造成了財(cái)務(wù)報(bào)告的不公允，有效的內(nèi)部控制能顯著削弱公司間計(jì)提商譽(yù)減值行為的傳染效應(yīng)。

關(guān)鍵詞：商譽(yù)減值;傳染效應(yīng);內(nèi)部控制;創(chuàng)業(yè)板企業(yè)

一、引言

并購(gòu)被普遍認(rèn)為是公司快速實(shí)現(xiàn)低成本擴(kuò)張，擴(kuò)大生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)規(guī)模，增強(qiáng)市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)力的主要方式。自2010年以來，創(chuàng)業(yè)板上市公司并購(gòu)行為逐年增加，因并購(gòu)引發(fā)的商譽(yù)問題明顯。據(jù)wind數(shù)據(jù)庫統(tǒng)計(jì)，截至2017年底，創(chuàng)業(yè)板商譽(yù)占凈資產(chǎn)的比重為19.4%，為主板市場(chǎng)4%的近5倍。商譽(yù)會(huì)計(jì)處理職業(yè)判斷的現(xiàn)行特征，決定了其“蓄水池”風(fēng)險(xiǎn)將一觸即發(fā)，由此引發(fā)業(yè)界內(nèi)對(duì)并購(gòu)商譽(yù)產(chǎn)生是否合理、并購(gòu)行為是否存在傳染效應(yīng)、商譽(yù)減值計(jì)提依據(jù)是否可靠、企業(yè)商譽(yù)內(nèi)控是否有效予以關(guān)注等問題的思考。基于此，本文以2010年-2017年創(chuàng)業(yè)板公司為研究樣本，從傳染效應(yīng)、內(nèi)控有效維度，對(duì)并購(gòu)商譽(yù)減值計(jì)提問題進(jìn)行研究，以期對(duì)企業(yè)并購(gòu)商譽(yù)減值行為和完善商譽(yù)會(huì)計(jì)準(zhǔn)則提供借鑒和參考。

二、文獻(xiàn)回顧

1.并購(gòu)商譽(yù)的決定因素

劉星宇（2015）研究發(fā)現(xiàn)創(chuàng)業(yè)板并購(gòu)商譽(yù)大小受協(xié)同效應(yīng)的影響，相關(guān)性并購(gòu)比多元化并購(gòu)更能產(chǎn)生高溢價(jià)。一部分學(xué)者認(rèn)為交易雙方特征也會(huì)對(duì)并購(gòu)商譽(yù)大小產(chǎn)生影響。代宏堯（2013）研究發(fā)現(xiàn)被并購(gòu)的財(cái)務(wù)指標(biāo)會(huì)影響并購(gòu)商譽(yù)的大小，目標(biāo)公司的總資產(chǎn)凈利率越高、規(guī)模越大，并購(gòu)中產(chǎn)生的商譽(yù)越高。有部分學(xué)者從委托代理問題下的管理層自利角度對(duì)并購(gòu)商譽(yù)的決定因素展開研究。Bargeron（2008）研究了管理層持股對(duì)并購(gòu)商譽(yù)大小的影響，發(fā)現(xiàn)被并購(gòu)方管理層持股比例越高，并購(gòu)方支付的并購(gòu)溢價(jià)越高。

2.商譽(yù)減值的計(jì)提動(dòng)因

陸正華等（2010）對(duì)2007年、2008年兩年的上市公司數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，認(rèn)為我國(guó)上市公司合并商譽(yù)減值有明顯的盈余管理動(dòng)機(jī)。盧煜、曲曉輝（2016）的研究結(jié)果表明，管理層會(huì)利用商譽(yù)減值操縱盈余，包括“洗大澡”行為和盈余平滑行為。有部分學(xué)者認(rèn)為經(jīng)濟(jì)因素是導(dǎo)致企業(yè)計(jì)提商譽(yù)減值的原因。在美國(guó)財(cái)務(wù)會(huì)計(jì)新準(zhǔn)則頒布的過渡期，盧煜和曲曉輝（2016）認(rèn)為管理層任職期限也會(huì)影響企業(yè)的商譽(yù)減值，由于高管會(huì)考慮商譽(yù)減值對(duì)其聲譽(yù)的不良影響，因此任職期限越長(zhǎng)的高管越傾向于少計(jì)提商譽(yù)減值。

三、樣本選擇和數(shù)據(jù)來源

本文以2010年-2017年的創(chuàng)業(yè)板上市公司為研究樣本，并對(duì)樣本進(jìn)行了以下篩選：（1）剔除金融保險(xiǎn)行業(yè)的上市公司;（2）僅保留非同一控制下企業(yè)合并形成商譽(yù)的上市公司;（3）剔除觀察值存在缺失和遺漏的樣本;（4）剔除期初商譽(yù)余額和本期商譽(yù)減值發(fā)生額同時(shí)為零的樣本。為消除極端值影響，對(duì)所有連續(xù)變量在上下1%的水平上進(jìn)行了Winsor處理。經(jīng)上述篩選，最終得到1485個(gè)有效樣本。

四、研究設(shè)計(jì)

1.理論分析及研究假設(shè)

（1）商譽(yù)減值的傳染效應(yīng)

創(chuàng)業(yè)板上市公司的并購(gòu)商譽(yù)具有高溢價(jià)和具體金額無法準(zhǔn)確計(jì)量的特征，后續(xù)計(jì)量中無法合理估計(jì)被并購(gòu)方未來超額收益的現(xiàn)值時(shí)，商譽(yù)減值就成為了一個(gè)無法準(zhǔn)確計(jì)量的問題。商譽(yù)減值的政策環(huán)境同樣充滿著不確定性，對(duì)于商譽(yù)后續(xù)計(jì)量應(yīng)采用減值法還是攤銷法，業(yè)界內(nèi)部充滿爭(zhēng)議。以上不確定性為商譽(yù)減值的傳染提供了介質(zhì)。理論上，傳染路徑可以分為同一地區(qū)的傳染與同一行業(yè)的傳染。鑒于商譽(yù)減值的計(jì)提往往會(huì)導(dǎo)致股價(jià)的波動(dòng)，而同行業(yè)企業(yè)股價(jià)波動(dòng)的系統(tǒng)風(fēng)險(xiǎn)相同，為了降低自身股價(jià)波動(dòng)的非系統(tǒng)性風(fēng)險(xiǎn)，企業(yè)更傾向于模仿與學(xué)習(xí)同行業(yè)企業(yè)，因此本文認(rèn)為同一行業(yè)內(nèi)的傳染是商譽(yù)減值行為的傳染路徑?；谝陨戏治觯岢霰疚牡牡?個(gè)研究假設(shè)：

H1：計(jì)提商譽(yù)減值的行為在同一行業(yè)的企業(yè)間存在傳染效應(yīng)。

（2）商譽(yù)減值的傳染效應(yīng)與內(nèi)部控制質(zhì)量

高質(zhì)量的內(nèi)控意味著高質(zhì)量的風(fēng)險(xiǎn)管控能力，它可以使企業(yè)從并購(gòu)發(fā)生時(shí)就杜絕商譽(yù)溢價(jià)泡沫的產(chǎn)生。在商譽(yù)后續(xù)計(jì)量中，高質(zhì)量?jī)?nèi)部控制能監(jiān)督管理層在估計(jì)現(xiàn)金流、評(píng)估商譽(yù)的公允價(jià)值時(shí)依據(jù)可靠完備的信息，從而減少企業(yè)盲目跟隨同行業(yè)公司的行為?；诖?，提出本文的第2個(gè)假設(shè)：

H2：高質(zhì)量的內(nèi)部控制能顯著削弱行業(yè)內(nèi)部公司之間計(jì)提商譽(yù)減值的傳染效應(yīng)。

2.變量設(shè)計(jì)

被解釋變量GWIi，p，t為公司計(jì)提商譽(yù)減值大小;解釋變量GWIIi，p，t為除i公司以外的同行業(yè)計(jì)提商譽(yù)減值的平均水平;調(diào)節(jié)變量分別為財(cái)務(wù)報(bào)表的公允性（Aud-Typi，p，t）、內(nèi)部控制質(zhì)量（ICi，p，t）;借鑒代冰彬（2007）、盧煜（2016）的研究，本文控制了以下因素對(duì)公司計(jì)提商譽(yù)減值大小的影響：

（1）經(jīng)濟(jì)因素

DeltaEi，p，t：公司盈利能力的變化趨勢(shì)。即與上一期相比，本期扣除商譽(yù)減值前的凈利潤(rùn)的變動(dòng)額除以期初總資產(chǎn)。若公司計(jì)提商譽(yù)減值的動(dòng)機(jī)是受經(jīng)濟(jì)因素的影響，則該變量系數(shù)的符號(hào)顯著為負(fù)。

（2）盈余管理動(dòng)機(jī)

NKi，p，t：扭虧動(dòng)機(jī)。即上一年度虧損且本年盈利，NKi，p，t=1;否則=0。根據(jù)我國(guó)ST、PT政策，當(dāng)公司上一年度虧損，本年度有強(qiáng)烈的扭虧動(dòng)機(jī)從而少計(jì)提減值準(zhǔn)備。預(yù)計(jì)該變量系數(shù)的符號(hào)顯著為負(fù)。

Lossi，p，t：“洗大澡”動(dòng)機(jī)。若NKi，p，t=0，且公司扣除商譽(yù)減值前的凈利潤(rùn)/期初總資產(chǎn)小于該變量所有負(fù)值中的中位數(shù)，Lossi，p，t=扣除商譽(yù)減值前的凈利潤(rùn)/期初總資產(chǎn);否則=0。若公司減值前盈余已經(jīng)為負(fù)，更有可能計(jì)提大額減值，以為來年的盈利做準(zhǔn)備。預(yù)期該變量系數(shù)的符號(hào)顯著為正。

（3）其他控制變量

總資產(chǎn)報(bào)酬率（ROAi，p，t）、資產(chǎn)負(fù)債率（LEVi，p，t）、企業(yè)商譽(yù)規(guī)模（GWi，p，t）、企業(yè)規(guī)模（Sizei，p，t）

3.模型構(gòu)建

為檢驗(yàn)研究假設(shè)H1，本文借鑒傅超等人（2015）的同伴效應(yīng)研究的設(shè)計(jì)思路，構(gòu)建了傳染效應(yīng)的檢驗(yàn)?zāi)Ｐ停?）：

如果GWIi，p，t與GWIIi，p，t顯著正相關(guān)，意味著樣本公司計(jì)提商譽(yù)減值的大小會(huì)受行業(yè)內(nèi)其他公司的影響，即計(jì)提商譽(yù)減值的行為在同一行業(yè)的企業(yè)間存在傳染效應(yīng)。根據(jù)研究假設(shè)H1，預(yù)期該變量系數(shù)的符號(hào)顯著為正。

為驗(yàn)證研究假設(shè)H2，本文構(gòu)建了一個(gè)新變量ICi，p，t，用于衡量公司的內(nèi)部控制質(zhì)量。若公司的內(nèi)控評(píng)價(jià)報(bào)告結(jié)論表明公司內(nèi)控不存在缺陷，且內(nèi)控審計(jì)報(bào)告的審計(jì)意見為“標(biāo)準(zhǔn)無保留意見”，ICi，p，t=2;若公司既沒有披露內(nèi)控評(píng)價(jià)報(bào)告也沒有披露內(nèi)控審計(jì)報(bào)告，ICi，p，t=0;否則，ICi，p，t=1。構(gòu)建了檢驗(yàn)?zāi)Ｐ停?）：

如果ICi，p，t×GWIIi，p，t的系數(shù)符號(hào)顯著為負(fù)，意味著高質(zhì)量的內(nèi)控可以削弱傳染效應(yīng)。根據(jù)研究假設(shè)H2，預(yù)期該變量系數(shù)的符號(hào)顯著為負(fù)。

五、實(shí)證檢驗(yàn)

1.描述性統(tǒng)計(jì)

全部樣本中，商譽(yù)減值金額占期末總資產(chǎn)百分比（GWIi，p，t）的平均值為0.024，最小值為0，最大值為0.71，說明創(chuàng)業(yè)板上市公司的商譽(yù)減值每年計(jì)提情況差異較大，中位數(shù)為0.019，說明大部分企業(yè)計(jì)提商譽(yù)減值金額較小，少部分企業(yè)有計(jì)提大額商譽(yù)減值的情況。從行業(yè)均值（GWIIi，p，t）的情況來看，平均值為0.018，最大值為0.55，最小值為0，說明商譽(yù)減值每年的計(jì)提情況在行業(yè)間的差異較大，中位數(shù)為0.005，說明大部分行業(yè)計(jì)提商譽(yù)減值的平均金額較低。

2.相關(guān)性分析

企業(yè)計(jì)提商譽(yù)減值的水平（GWIi，p，t）與行業(yè)平均水平在1%的水平上顯著正相關(guān)，說明行業(yè)計(jì)提商譽(yù)減值的平均水平對(duì)企業(yè)計(jì)提商譽(yù)減值的水平有正向影響，企業(yè)計(jì)提商譽(yù)減值的水平（GWIi，p，t）與企業(yè)期初商譽(yù)大?。℅Wi，p，t）的系數(shù)在1%的水平上為正，說明企業(yè)期初商譽(yù)余額越大，計(jì)提商譽(yù)減值的可能性越大。除此之外，表示企業(yè)盈利能力變化趨勢(shì)的變量（DeltaEi，p，t）與企業(yè)計(jì)提商譽(yù)減值的水平（GWIi，p，t）的系數(shù)為負(fù)，但不顯著，說明當(dāng)企業(yè)的扣除盈余下滑時(shí)，可能會(huì)有考慮經(jīng)濟(jì)因素而計(jì)提商譽(yù)。

3.回歸分析

（1）商譽(yù)減值的傳染效應(yīng)分析

下表的第（2）列是基于檢驗(yàn)?zāi)Ｐ停?）對(duì)假設(shè)1的檢驗(yàn)結(jié)果。第（1）列為未加入解釋變量同行商譽(yù)減值平均水平的回歸結(jié)果，第（2）列為加入解釋變量同行商譽(yù)減值平均水平的回歸結(jié)果。對(duì)比第（1）、（2）列的回歸結(jié)果，發(fā)現(xiàn)考慮傳染效應(yīng)后，多元回歸結(jié)果與未考慮傳染效應(yīng)的修正后的R2從0.227增大到0.246，F(xiàn)值從38.07增大到41.99，對(duì)被解釋變量的解釋力度增大。第（2）列的回歸結(jié)果顯示，GWIIi，p，t的回歸系數(shù)為0.327，在1%的水平下顯著，說明創(chuàng)業(yè)板上市公司計(jì)提商譽(yù)減值的行為在行業(yè)內(nèi)的公司間存在顯著的傳染效應(yīng)，支持了研究假設(shè)H1。其他主要控制變量的系數(shù)的顯著性為：NKi，p，t的系數(shù)在1%的水平下顯著為負(fù)，與預(yù)期一致，說明當(dāng)公司上一年度虧損，上市公司本年度有強(qiáng)烈的扭虧動(dòng)機(jī)從而少計(jì)提減值準(zhǔn)備;Lossi，p，t的系數(shù)在1%的水平下顯著為正，與預(yù)期一致，說明若公司減值前盈余已經(jīng)為負(fù)，更具有“洗大澡”動(dòng)機(jī)計(jì)提大額減值，為來年扭虧做準(zhǔn)備;NKi，p，t的系數(shù)顯著為負(fù)，與預(yù)期不一致，說明企業(yè)計(jì)提減值前的盈利能力下滑并不能導(dǎo)致企業(yè)計(jì)提商譽(yù)減值準(zhǔn)備，在企業(yè)盈利能力有變好的趨勢(shì)時(shí)，企業(yè)反而會(huì)多計(jì)提減值，可能的原因是企業(yè)在盈利年度具有盈余平滑動(dòng)機(jī)。

（2）內(nèi)部控制質(zhì)量對(duì)商譽(yù)減值傳染效應(yīng)的影響

下表的第（3）列是基于檢驗(yàn)?zāi)Ｐ停?）對(duì)假設(shè)2的檢驗(yàn)結(jié)果。回歸結(jié)果顯示，考慮內(nèi)部控制質(zhì)量的影響后，GWIIi，p，t的回歸系數(shù)增加為1.421，在1%的水平下顯著。內(nèi)部控制質(zhì)量與行業(yè)計(jì)提商譽(yù)減值的平均水平的交乘項(xiàng)（ICi，p，t×GWIIi，p，t）的回歸系數(shù)為-0.787，在1%的水平下顯著。說明高質(zhì)量的內(nèi)部控制顯著降低了同行業(yè)上市公司計(jì)提的商譽(yù)減值對(duì)樣本公司的影響，高質(zhì)量的內(nèi)控能削弱商譽(yù)減值的傳染效應(yīng)，支持了研究假設(shè)H2。

4.穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為進(jìn)一步提升回歸檢驗(yàn)的穩(wěn)健性，本文參考盧銳（2011）的研究，根據(jù)內(nèi)部控制評(píng)價(jià)自我報(bào)告和內(nèi)部控制審計(jì)鑒證報(bào)告的披露情況，重新構(gòu)建衡量?jī)?nèi)部控制質(zhì)量的指標(biāo)IC2。若企業(yè)同時(shí)披露內(nèi)部控制評(píng)價(jià)自我報(bào)告和內(nèi)部控制審計(jì)鑒證報(bào)告，IC2=2;若只披露二者其一，IC2=1;若都未披露，IC2=0。運(yùn)用該指標(biāo)對(duì)相關(guān)變量再次進(jìn)行回歸分析。實(shí)證結(jié)果顯示，IC2×GWIIi，p，t的系數(shù)顯著為負(fù)，說明內(nèi)控質(zhì)量顯著削弱了同行業(yè)內(nèi)商譽(yù)減值的傳染效應(yīng)，與研究假設(shè)H2一致。

六、研究結(jié)論與建議

在資本市場(chǎng)商譽(yù)泡沫巨大、商譽(yù)準(zhǔn)則后續(xù)計(jì)量方法存在爭(zhēng)議的背景下，本文以2010年-2017年創(chuàng)業(yè)板上市公司為樣本，研究了行業(yè)內(nèi)部商譽(yù)減值的傳染效應(yīng)的存在性及傳染性質(zhì)，并探究了內(nèi)外部監(jiān)督機(jī)制對(duì)這一傳染效應(yīng)的抑制作用。實(shí)證結(jié)果顯示，創(chuàng)業(yè)板上市公司的商譽(yù)減值計(jì)提行為在同一行業(yè)內(nèi)部具有明顯的傳染效應(yīng)，并且這種傳染效應(yīng)會(huì)造成財(cái)務(wù)報(bào)表不公允;高質(zhì)量的內(nèi)部控制可以顯著削弱傳染效應(yīng)，經(jīng)過一系列穩(wěn)健性檢驗(yàn)后，上述結(jié)果沒有發(fā)生改變。

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