商譽減值的傳染效應(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年我國創(chuàng)業(yè)板為樣本，對上市公司商譽減值計提的傳染效應(yīng)進行了實證分析，研究發(fā)現(xiàn)商譽減值計提行為在同行業(yè)內(nèi)的公司間存在傳染效應(yīng)，即創(chuàng)業(yè)板上市公司進行商譽減值時會受到同行業(yè)其他公司的影響。進一步研究發(fā)現(xiàn)，公司間的傳染效應(yīng)造成了財務(wù)報告的不公允，有效的內(nèi)部控制能顯著削弱公司間計提商譽減值行為的傳染效應(yīng)。

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

一、引言

并購被普遍認為是公司快速實現(xiàn)低成本擴張，擴大生產(chǎn)經(jīng)營規(guī)模，增強市場競爭力的主要方式。自2010年以來，創(chuàng)業(yè)板上市公司并購行為逐年增加，因并購引發(fā)的商譽問題明顯。據(jù)wind數(shù)據(jù)庫統(tǒng)計，截至2017年底，創(chuàng)業(yè)板商譽占凈資產(chǎn)的比重為19.4%，為主板市場4%的近5倍。商譽會計處理職業(yè)判斷的現(xiàn)行特征，決定了其“蓄水池”風險將一觸即發(fā)，由此引發(fā)業(yè)界內(nèi)對并購商譽產(chǎn)生是否合理、并購行為是否存在傳染效應(yīng)、商譽減值計提依據(jù)是否可靠、企業(yè)商譽內(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，對并購商譽減值計提問題進行研究，以期對企業(yè)并購商譽減值行為和完善商譽會計準則提供借鑒和參考。

二、文獻回顧

1.并購商譽的決定因素

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

2.商譽減值的計提動因

陸正華等（2010）對2007年、2008年兩年的上市公司數(shù)據(jù)進行分析，認為我國上市公司合并商譽減值有明顯的盈余管理動機。盧煜、曲曉輝（2016）的研究結(jié)果表明，管理層會利用商譽減值操縱盈余，包括“洗大澡”行為和盈余平滑行為。有部分學者認為經(jīng)濟因素是導(dǎo)致企業(yè)計提商譽減值的原因。在美國財務(wù)會計新準則頒布的過渡期，盧煜和曲曉輝（2016）認為管理層任職期限也會影響企業(yè)的商譽減值，由于高管會考慮商譽減值對其聲譽的不良影響，因此任職期限越長的高管越傾向于少計提商譽減值。

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，并對樣本進行了以下篩選：（1）剔除金融保險行業(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）剔除期初商譽余額和本期商譽減值發(fā)生額同時為零的樣本。為消除極端值影響，對所有連續(xù)變量在上下1%的水平上進行了Winsor處理。經(jīng)上述篩選，最終得到1485個有效樣本。

四、研究設(shè)計

1.理論分析及研究假設(shè)

（1）商譽減值的傳染效應(yīng)

創(chuàng)業(yè)板上市公司的并購商譽具有高溢價和具體金額無法準確計量的特征，后續(xù)計量中無法合理估計被并購方未來超額收益的現(xiàn)值時，商譽減值就成為了一個無法準確計量的問題。商譽減值的政策環(huán)境同樣充滿著不確定性，對于商譽后續(xù)計量應(yīng)采用減值法還是攤銷法，業(yè)界內(nèi)部充滿爭議。以上不確定性為商譽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。鑒于商譽減值的計提往往會導(dǎo)致股價的波動，而同行業(yè)企業(yè)股價波動的系統(tǒng)風險相同，為了降低自身股價波動的非系統(tǒng)性風險，企業(yè)更傾向于模仿與學習同行業(yè)企業(yè)，因此本文認為同一行業(yè)內(nèi)的傳染是商譽減值行為的傳染路徑。基于以上分析，提出本文的第1個研究假設(shè)：

H1：計提商譽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)量的風險管控能力，它可以使企業(yè)從并購發(fā)生時就杜絕商譽溢價泡沫的產(chǎn)生。在商譽后續(xù)計量中，高質(zhì)量內(nèi)部控制能監(jiān)督管理層在估計現(xiàn)金流、評估商譽的公允價值時依據(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。基于此，提出本文的第2個假設(shè)：

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

2.變量設(shè)計

被解釋變量GWIi，p，t為公司計提商譽減值大小;解釋變量GWIIi，p，t為除i公司以外的同行業(yè)計提商譽減值的平均水平;調(diào)節(jié)變量分別為財務(wù)報表的公允性（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公司計提商譽減值大小的影響：

（1）經(jīng)濟因素

DeltaEi，p，t：公司盈利能力的變化趨勢。即與上一期相比，本期扣除商譽減值前的凈利潤的變動額除以期初總資產(chǎn)。若公司計提商譽減值的動機是受經(jīng)濟因素的影響，則該變量系數(shù)的符號顯著為負。

（2）盈余管理動機

NKi，p，t：扭虧動機。即上一年度虧損且本年盈利，NKi，p，t=1;否則=0。根據(jù)我國ST、PT政策，當公司上一年度虧損，本年度有強烈的扭虧動機從而少計提減值準備。預(yù)計該變量系數(shù)的符號顯著為負。

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

（3）其他控制變量

總資產(chǎn)報酬率（ROAi，p，t）、資產(chǎn)負債率（LEVi，p，t）、企業(yè)商譽規(guī)模（GWi，p，t）、企業(yè)規(guī)模（Sizei，p，t）

3.模型構(gòu)建

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

如果GWIi，p，t與GWIIi，p，t顯著正相關(guān)，意味著樣本公司計提商譽減值的大小會受行業(yè)內(nèi)其他公司的影響，即計提商譽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)的符號顯著為正。

為驗證研究假設(shè)H2，本文構(gòu)建了一個新變量ICi，p，t，用于衡量公司的內(nèi)部控制質(zhì)量。若公司的內(nèi)控評價報告結(jié)論表明公司內(nèi)控不存在缺陷，且內(nèi)控審計報告的審計意見為“標準無保留意見”，ICi，p，t=2;若公司既沒有披露內(nèi)控評價報告也沒有披露內(nèi)控審計報告，ICi，p，t=0;否則，ICi，p，t=1。構(gòu)建了檢驗?zāi)Ｐ停?）：

如果ICi，p，t×GWIIi，p，t的系數(shù)符號顯著為負，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)的符號顯著為負。

五、實證檢驗

1.描述性統(tǒng)計

全部樣本中，商譽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)板上市公司的商譽減值每年計提情況差異較大，中位數(shù)為0.019，說明大部分企業(yè)計提商譽減值金額較小，少部分企業(yè)有計提大額商譽減值的情況。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，說明商譽減值每年的計提情況在行業(yè)間的差異較大，中位數(shù)為0.005，說明大部分行業(yè)計提商譽減值的平均金額較低。

2.相關(guān)性分析

企業(yè)計提商譽減值的水平（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)計提商譽減值的平均水平對企業(yè)計提商譽減值的水平有正向影響，企業(yè)計提商譽減值的水平（GWIi，p，t）與企業(yè)期初商譽大小（GWi，p，t）的系數(shù)在1%的水平上為正，說明企業(yè)期初商譽余額越大，計提商譽減值的可能性越大。除此之外，表示企業(yè)盈利能力變化趨勢的變量（DeltaEi，p，t）與企業(yè)計提商譽減值的水平（GWIi，p，t）的系數(shù)為負，但不顯著，說明當企業(yè)的扣除盈余下滑時，可能會有考慮經(jīng)濟因素而計提商譽。

3.回歸分析

（1）商譽減值的傳染效應(yīng)分析

下表的第（2）列是基于檢驗?zāi)Ｐ停?）對假設(shè)1的檢驗結(jié)果。第（1）列為未加入解釋變量同行商譽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減值平均水平的回歸結(jié)果。對比第（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)板上市公司計提商譽減值的行為在行業(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，與預(yù)期一致，說明當公司上一年度虧損，上市公司本年度有強烈的扭虧動機從而少計提減值準備;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，更具有“洗大澡”動機計提大額減值，為來年扭虧做準備;NKi，p，t的系數(shù)顯著為負，與預(yù)期不一致，說明企業(yè)計提減值前的盈利能力下滑并不能導(dǎo)致企業(yè)計提商譽減值準備，在企業(yè)盈利能力有變好的趨勢時，企業(yè)反而會多計提減值，可能的原因是企業(yè)在盈利年度具有盈余平滑動機。

（2）內(nèi)部控制質(zhì)量對商譽減值傳染效應(yīng)的影響

下表的第（3）列是基于檢驗?zāi)Ｐ停?）對假設(shè)2的檢驗結(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)計提商譽減值的平均水平的交乘項（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)上市公司計提的商譽減值對樣本公司的影響，高質(zhì)量的內(nèi)控能削弱商譽減值的傳染效應(yīng)，支持了研究假設(shè)H2。

4.穩(wěn)健性檢驗

為進一步提升回歸檢驗的穩(wěn)健性，本文參考盧銳（2011）的研究，根據(jù)內(nèi)部控制評價自我報告和內(nèi)部控制審計鑒證報告的披露情況，重新構(gòu)建衡量內(nèi)部控制質(zhì)量的指標IC2。若企業(yè)同時披露內(nèi)部控制評價自我報告和內(nèi)部控制審計鑒證報告，IC2=2;若只披露二者其一，IC2=1;若都未披露，IC2=0。運用該指標對相關(guān)變量再次進行回歸分析。實證結(jié)果顯示，IC2×GWIIi，p，t的系數(shù)顯著為負，說明內(nèi)控質(zhì)量顯著削弱了同行業(yè)內(nèi)商譽減值的傳染效應(yīng)，與研究假設(shè)H2一致。

六、研究結(jié)論與建議

在資本市場商譽泡沫巨大、商譽準則后續(xù)計量方法存在爭議的背景下，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)督機制對這一傳染效應(yīng)的抑制作用。實證結(jié)果顯示，創(chuàng)業(yè)板上市公司的商譽減值計提行為在同一行業(yè)內(nèi)部具有明顯的傳染效應(yīng)，并且這種傳染效應(yīng)會造成財務(wù)報表不公允;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)健性檢驗后，上述結(jié)果沒有發(fā)生改變。

參考文獻：

[1]代冰彬，陸正飛，張然.資產(chǎn)減值：穩(wěn)健性還是盈余管理[J].會計研究，2007（12）：35-42+96.

[2]馮衛(wèi)東，鄭海英.企業(yè)并購商譽計量與披露問題研究[J].財政研究，2013（08）：29-32.

[3]傅超，楊曾，傅代國.“同伴效應(yīng)”影響了企業(yè)的并購商譽嗎？——基于我國創(chuàng)業(yè)板高溢價并購的經(jīng)驗證據(jù)[J].中國軟科學，2015（11）：94-108.

[4]李明輝，何海，馬夕奎.我國上市公司內(nèi)部控制信息披露狀況的分析[J].審計研究，2003（01）：38-43.

[5]盧煜，曲曉輝.商譽減值的盈余管理動機——基于中國A股上市公司的經(jīng)驗證據(jù)[J].山西財經(jīng)大學學報，2016，38（07）：87-99.