董事會特征、審計師聲譽對商譽減值影響的實證研究

劉愛明 黃媛媛

一、引言

20世紀七八十年代，隨著西方發達國家并購高潮的發生，商譽問題越來越受到理論界和實務界的重視。在我國，隨著越來越多的上市公司熱衷于并購，對目標企業競爭日趨激烈，高溢價并購成為普遍現象，且在一些并購活動中商譽所占比重很大，甚至達到50%以上。與其他資產不同，商譽產生于非同一控制下企業并購，其價值具有高度的不確定性，后續計量也存在困難與一定的主觀性。我國的會計準則規定，對于擁有商譽的公司，不論其是否出現減值跡象，都應至少在每年年度終了對商譽進行減值測試，而且不允許在以后的會計期間將己經確認的商譽減值損失再次轉回。由于商譽不能單獨產生現金流量，所以在對商譽進行減值測試時，通常以資產組或者資產組組合為基礎，因此相關資產組或者資產組組合的確認直接影響著商譽減值損失的計算結果。資產組的確定具有一定的困難，并且倚賴會計人員的專業程度，這都使得商譽的后續計量和計提減值具有一定程度的主觀性。總而言之，商譽減值計提的準確程度對上市公司的會計信息質量格外重要，本文將從研究董事會特征和審計師聲譽入手，實證分析其對商譽減值的影響。

二、文獻綜述

（一）商譽減值文獻綜述

目前學者對于商譽減值的研究，主要集中于計提動機和經濟后果上。

（1）關于商譽減值計提動機的研究主要為兩大方向，即是基于未來收益能力的下降還是基于盈余管理行為。

Li等(2011)針對商譽發生減值的原因和影響因素展開了相關研究，證明商譽減值是未來盈利能力下降的主要指標。徐玉德和洪金明(2011)實證研究發現上市公司計提商譽減值準備是由于未來盈利能力下降，并未發現存在盈余管理動機。季盈(2014)以2007-2008年確認了商譽減值的滬深A股上市公司為樣本，將凈資產收益率作為經營業績的替代變量，研究發現商譽減值是建立在企業后續獲利能力不斷下降的基礎上的。

Massoud 和 Raiborn（2003）研究發現商譽減值除了受經濟因素影響外，更存在盈余管理動因。管理層在計提商譽減值準備時，往往會有“洗大澡”動機或盈余平滑動機。Alves(2013 )發現，將商譽的處理方法變為減值測試法后，減值測試的金額與盈余管理程度之間存在顯著正相關關系。董曉潔(2014)以2007-2012年滬深的數據為樣本，研究發現公司的可操縱應計利潤與計提的商譽減值之間存在正向關系，計提商譽減值確實是企業進行盈余管理的一種手段。盧煜和曲曉輝（2016）發現商譽減值同時受到一系列其他因素影響，包括公司業績、CEO特征、債務與薪酬契約以及監督機制。

（2）關于商譽減值所帶來的經濟后果方面的研究主要從以下三個角度展開：一是會計信息的價值相關性和及時性，二是對高管個人利益帶來的影響，三是給分析師預測造成的后果。

Bens和Heltzer (2004)發現資本市場對商譽減值信息存在顯著的負面回應。Ahmed和Guler ( 2007 )研究得出商譽減值計提的數額與當年的股票收益率之間存在顯著的負相關關系，說明商譽減值的計提提升了公司財務信息的可靠性。吳虹雁和劉強(2014 )發現商譽后續計量由攤銷改為減值測試后，披露商譽減值的公司明顯增多，證明商譽減值方法能更好地促進上市公司披露私有信息，降低了信息不對稱性。

Darrough (2014)發現商譽減值之后，以現金獎金和期權為基礎的高管薪酬會下降。盧煜和曲曉輝(2016)以商譽減值來衡量并購績效，實證發現商譽高管薪酬與商譽減值顯著負相關。曲曉輝等(2016)基于盈余管理視角，研究發現上市公司計提商譽減值后，分析師盈余預測的精確度會降低、盈余預測的分歧度會變大。

（二）關于董事會特征與商譽減值的研究

目前關于董事會特征與商譽減值之間關系的研究很少，多數學者研究董事會特征與盈余管理的關系。張國華和陳方正（2006）實證研究了我國上市公司盈余管理與董事會特征的相關性，研究結果表明，獨立董事比例較高的公司盈余管理程度較低，持股董事人數較多及董事持股比例較高的公司盈余管理程度較低。王秀麗(2015)將影響計提商譽減值的因素分為經濟因素、盈余管理因素和董事會控制因素，用實證方法檢驗影響上市公司計提商譽減值準備的主要因素，得出商譽減值與公司業績和經濟價值不相關，不能反映上市公司盈利能力的變化，說明商譽減值并不受經濟因素的影響；而高管持股比例顯著影響商譽減值，這表明商譽減值計提受管理層盈余管理動機的影響。

（三）關于審計師聲譽與商譽減值的研究

關于審計師聲譽與商譽減值的研究也很少，并且多數學者將審計作為控制因素進行研究。徐玉德和洪金明(2011)實證檢驗了商譽減值計提的動因。同時，他們還提出質量較高的審計師對計提商譽減值準備的準確性通常會比其他人要高，這是源于他們專業知識的積累和豐富的職業判斷能力。董曉潔（2014）研究發現商譽減值作為盈余管理的手段之一，嚴格的審計能夠降低商譽減值操縱利潤的程度。盧煜和曲曉輝（2016）研究發現商譽減值存在盈余管理動機，進一步研究結果顯示，審計質量與股權集中度對商譽減值的盈余管理動機有抑制作用。

表1 研究變量及其定義

表2 2012-2017年上市公司商譽減值準備計提情況 單位：萬元

表3 主要變量的描述性統計

三、研究假設和研究設計

（一）研究假設

理論上，大規模的董事會可能代表更多股東的利益，也可能囊括更多的專業知識和經驗豐富的成員，這對于提高信息披露質量具有積極作用。但是根據委托代理理論，通常認為，規模大的董事會不如小的董事會有效，大董事會常常意味著更大的代理問題。有學者研究發現，當董事會的規模超過10人時，協調溝通就會產生困難，董事也可能不愿意就總經理的決策進行辯論。如果大的董事會規模導致無效監督，可以推測商譽減值率將與董事會的規模正相關，由此提出假設1。

假設1：董事會規模與商譽減值率呈現正相關關系。

董事會監督能力的大小很大程度上取決于董事會的獨立性，而獨立董事制度的引入被認為是加強董事會獨立性的有效措施，因為獨立董事有監督高管團隊的專業能力，并且其薪酬和任免不受經理左右，具有很強的獨立性。作為保持董事會獨立性的一項重要內部治理機制，獨立董事人數的多少是否會影響商譽減值？由此提出假設2。

假設2：董事會中獨立董事比例與商譽減值率呈現負相關關系。

女性高管比例可反映出公司的領導風格或管理風格。由于兩性領導風格存有系統性的差異，女性領導風格強調參與和民主，男性領導風格注重權威和專制。對于盈余管理的態度，男性更加激進，而女性由于道德要求高、風險厭惡和謹慎性的性別特質將發揮出積極的治理效用，從而減少公司的盈余管理行為。杜興強等（2017）研究發現女性高管不僅影響公司的領導風格和決策制定，還能夠以此為基礎對盈余質量產生不對稱的影響。根據臨界值理論，當女性高管比例低于臨界值時，男性高管主導公司領導風格，強調權威和專制。此時女性難以發表意見，只能跟隨男性的決策，從而導致盈余管理的程度更高，商譽減值更高。當女性高管比例超過臨界值，公司領導風格轉向開放和民主，女性高管會抑制企業盈余管理行為，相應的會計信息質量也得到了保證，商譽減值也會更加合理和審慎。由此提出假設3。

假設3：上市公司中女性高管比例與商譽減值率之間存在倒U型關系。

根據聲譽機制理論，聲譽高的會計師事務所由于注重自己的名聲，會不斷完善審計程序，更加強調提高審計質量，降低審計風險，提高財務信息質量。所以審計師聲譽是審計質量的基礎。同時，很多學者的實證研究也表明經國際“四大”會計師事務所審計的公司，其可操控性應計略低于其他事務所審計的公司，說明嚴格的審計可能會一定程度抑制公司的盈余管理行為，降低上市公司的商譽減值率。由此提出假設4。

表4 主要變量的Pearson相關系數

表5 模型一（董事會特征）回歸結果

表6 模型二（事務所聲譽）回歸結果

假設4：審計師聲譽與上市公司商譽減值率呈現負相關關系。

（二）研究模型與樣本

為了分析董事會特征、審計師聲譽對商譽減值的影響，本文結合國內外學者的理論研究，依據上述研究假設，建立計量模型如下：

為了驗證假設1-3，即董事會對上市公司商譽減值的影響，構建了模型一：

為了驗證假設4，在模型一的基礎上加入了變量AR，構建了模型二：

被解釋變量和解釋變量的設置和定義見表1。其中控制變量的選擇參照了陸正華等（2010）的實證研究。

本文研究樣本為2012-2017年滬深兩市發生商譽減值測試的上市公司。在初選樣本時剔除了金融類上市公司以及數據缺失和數據無法獲得的上市公司。為減少極端值對研究的影響，本文對所有的連續變量進行了1%和99%分位的縮尾處理。

本文的數據來源如下：（1）基于萬得數據庫，我們計算了上市公司的商譽減值率、商譽規模和資產規模。（2）手工搜集了承接上市公司年報審計的審計師事務所信息和上市公司的獨立董事數據。（3）女性高管比例是基于CSMAR數據庫計算得出。（4)其余變量的數據均來自萬得數據庫。

四、實證結果及其分析

（一）描述性統計

從表2可以看出，進行商譽減值測試的公司占上市公司的比例呈逐年上升趨勢，計提比例也逐年上升，上市公司擁有的商譽總額也有較大幅度的提升，從2012年的8.37億元到2017年的364.84億元。總體來看，發生并購的上市公司數量逐年增加，并出于各種原因計提商譽減值準備。

表3報告了主要變量的描述性統計結果。就1370個全部樣本而言，商譽減值率（GWD）的均值為0.2872，最大值為1，表明有個別公司當年對持有的商譽進行全部減值；均值為0.1087，明顯小于均值，說明大部分公司存在商譽減值計提不足的問題。董事會規模（NDB）均值為8.5358，小于中位數9，表明董事會規模適中。獨立董事比例（ID）均值與中位數均超過0.33，獨立董事比例總體大于30%；女性高管比例（FM）均值為0.1889，總體偏低，并且存在部分無女性高管的情況。年度業務收入排名的 “前十”會計師事務所與“非前十”會計師事務所分布較平均。

表4報告了各變量之間的Pearson相關系數。從表4可以看出，被解釋變量GWD與解釋變量FM、FM2在1%的顯著性水平均相關，說明女性高管與商譽減值之間可能存在非線性的相關關系，為假設3提供了初步支持。被解釋變量GWD與解釋變量NDB、ID、AR之間不存在顯著的相關關系，需要進一步的回歸檢驗。此外，Pearson相關系數顯示，控制變量之間的相關系數均小于0. 5，表明不存在嚴重的多重共線性的問題。

（二）回歸分析

對2012-2017年的樣本數據進行回歸分析，回歸結果如表5和表6所示。

模型一的F值為51.07，相伴概率為0.0000，商譽減值回歸方程在95%的顯著性水平上顯著，說明回歸方程的解釋力較好。

（1）董事會規模的影響。從表5可以看出，NDB的估計值為正，且在1%的顯著性水平下均顯著，表明上市公司的董事會規模與商譽減值率呈正相關關系，龐大的董事會妨礙了正常的溝通，導致了更多的委托代理問題，企業的商譽減值率越高，這與假設1相符。

（2）獨立董事比例的影響。從表5可以看出，ID的估計值為正，且在1%的顯著性水平下顯著，表明上市公司的董事會中獨立董事比例與商譽減值率呈正相關關系，與假設二相反。獨立董事不能提高董事會的監督能力，不能加強董事會的有效性，相反，可能由于獨立董事的比例增加，導致其他董事的比例下降，盈余管理動機增強，商譽減值率提高。

（3）女性高管比例的影響。從表5可以看出FM的系數在5%的水平下顯著為正，FM2的系數在1%的水平下顯著為負，表明女性高管比例與上市公司商譽減值之間存在倒U型關系，與假設3相符。

（4）商譽規模與公司規模的影響。從表5可以看出，估計值均為負，且在1%的顯著性水平下均顯著。表明商譽規模與商譽減值率負相關，公司規模也與商譽減值率負相關。可能由于商譽規模較大的公司擁有更大的計提減值準備空間，規模大的公司的商譽規模也較大，盈余管理的手段相對豐富，抗風險能力比較強，所以商譽減值率比較低。

（5）企業績效的影響。從表5可以看出，估計值為負，在1%的顯著性水平下顯著。表明企業績效與商譽減值率負相關，與預期相符。可能企業績效好，資產狀況優，商譽發生減值的情況少或未發生減值。

模型二的F值為48.55，相伴概率為0.0000，商譽減值回歸方程在95%的顯著性水平上顯著，說明回歸方程的解釋力較好。加入解釋變量事務所聲譽（AR）后，對FM的顯著性產生了影響，使得FM在10%的水平下顯著，此外，未對其他變量的符號和顯著性產生影響。該變量的估計值為負，且在10%的水平下顯著。但符號與預期相符，表明年度業務收入排名“前十”事務所比“非前十”事務所的商譽減值率低。主要因為審計師聲譽高的事務所更注重自己的聲譽，并且參與年報審計的人員更加專業，對于上市公司盈余管理的監控更加嚴格。

（三）穩定性檢驗

本文采用其他商譽減值的度量指標對模型的穩健性進行檢驗。此處采用商譽減值額除以公司總資產來計算新商譽減值率（NGWD），繼續使用模型二來進行多元回歸分析。回歸分析結果見表7。NDB的系數顯著為正，支持假設1；ID的系數顯著為負，與之前回歸結論相同；FM與FM2的系數分別顯著為負和顯著為正，支持假設3；AR的系數顯著為負，支持假設4。綜上，回歸結果保持不變。

（四）結論

本文實證檢驗的研究結論歸納如下：

（1）董事會規模與商譽減值在1%的顯著水平下顯著正相關。董事會規模的擴大不是為董事會增加了更多的智囊團，反而降低了董事會的效率，帶來了更多的委托代理問題，導致企業的商譽減值率增加，企業將商譽減值作為盈余管理手段操縱企業利潤。所以本文認為適當縮小董事會規模是提升上市公司董事會有效性和商譽減值準確性的舉措。

表7 新商譽減值率（NGWD）的回歸結果

（2）獨立董事比例與商譽減值在1%的顯著性水平下顯著正相關。從實證研究結果可以看到，獨立董事比例對上市公司商譽減值率的影響與預期相反，獨立董事比例越大，上市公司商譽減值率越高。說明獨立董事的引入沒有達到預期作用，沒有帶來增強董事會獨立性的預期效果。獨立董事比例未如預期一般對企業的盈余管理行為有抑制作用，反而有助長作用。現實中上市公司的獨立董事制度可能與規定有出入，獨立董事可能由于身兼數職以及身處外地等因素導致精力不足，不能起到增強董事會獨立性和有效性的作用，反而由于自身的不作為給企業帶來負向影響，損害了股東和投資者的利益。

（3）女性高管比例與上市公司商譽減值之間存在倒U型相關關系，即在一定范圍內，隨著女性高管比例的提高，對商譽減值的影響為先升后降。說明較低的女性高管比例不利于女性發揮自己的領導風格，女性高管的領導力和作用不明顯；但當女性高管比例持續增加到一定程度后，有了一定的話語權，能夠發揮自己民主的領導風格，對企業的盈余管理動機和行為有一定的抑制作用，使得企業的商譽減值更加合理。

（4）審計師聲譽維度上，年度業務收入排名“前十”事務所比“非前十”事務所的商譽減值率低，外部審計對上市公司的商譽減值有明顯的影響，并且審計師聲譽越高，上市公司的商譽減值越低。

（5）此外根據控制變量的回歸結果，可以得到以下結論：商譽規模、公司規模與企業績效的估計值均為負，且在1%的水平下均顯著。表明商譽規模、公司規模、企業績效與商譽減值率均負相關。

五、建議

針對實證結果和研究結論，本文分別從國家政策層面、企業層面、事務所層面和投資者層面給出相關建議。

（一）國家政策層面：完善商譽減值相關會計和審計政策

1.完善會計信息披露政策。明確規定企業商譽減值對當期利潤的影響金額應在財務報表中進行列示，讓財務報表使用者清楚和了解利潤的形成過程，避免商譽減值對利潤的影響混淆財務報表使用者的投資判斷。

2.完善商譽減值審計政策。審計師應加強對上市公司商譽減值準備計提的審計，查閱相關減值測試文件，對出現減值的原因進行審查，避免公司對商譽減值的不當操作，弱化企業利用商譽減值進行盈余管理的行為。

3.完善獨立董事機制。主要分為三個部分：其一，針對上市公司獨立董事身兼數職導致精力有限監督力度不夠的問題，應該做出規定，例如上市公司獨立董事最多只能兼任3個以內上市公司的獨立董事或高管。其二：針對外地獨立董事受地理位置的限制不能合理監督董事會決策，沒有充分發表意見的問題應該合理解決，例如對任職人員的屬地進行限制，并且規定最少的當地獨立董事比例。其三，針對董事會監督不當而獨立董事未在事前提出反對意見的情況，應該規定合理問責制度，在指導意見中制定對獨立董事相應的約束機制。

（二）企業層面：合理調整與運用董事會特征

1.控制董事會規模。本文認為董事會規模大小各有利弊，規模應該大小適中，太小不能囊括全面的專業人士，太大容易損害董事會的決策和監督功能。所以應該采取合理的董事會結構以及適宜的董事會規模，在確保專業性的同時也確保董事會職能的正常有效發揮。

2.規范獨立董事制度。企業應該關注獨立董事是否在董事會中發揮了專業性和獨立性作用，關注其是否為董事會的決策和監督職能添磚加瓦，要嚴格規范并且切實保證獨立董事能夠有精力有能力對董事會的決策進行監督，防止獨立董事形同虛設。

3.合理聘用女性高管。鑒于女性高管對企業商譽減值的倒U型影響，以及在一定比例內對企業盈余管理行為的抑制作用，企業可以合理聘用有能力的女性高管，讓其發揮女性的獨特能力和領導風格，讓企業的會計信息更加可信，以增強投資者對企業的信心。

（三）事務所層面：關注企業盈余管理動機，審慎采用商譽減值報告

1.關注上市公司的盈余管理動機。事務所在審計時，應關注上市公司的盈余管理動機，采用合理的方法對上市公司的盈余管理動機進行評估，再根據盈余管理動機的強弱考慮是否應該加強對商譽減值測試的評估。

2.審慎采用商譽減值測試報告。如果商譽減值測試是由審計年報的事務所承接的，則應該考慮獨立性因素，建議由不同項目組分別承接這兩項業務，或者讓不同的事務所分別承接這兩項業務。如果是由不同事務所承接的，則年報審計的事務所應該慎重應用其他事務所的商譽減值測試報告。

（四）投資者層面：關注商譽減值內外部因素的作用

財務報表使用者在關注財務報表中商譽減值信息時，應注意內外部因素對商譽減值的作用。內部因素中，對董事會規模較大、獨立董事比例較高的企業應該進行重點關注；外部信息中，應考慮公司聘請的事務所聲譽，以防止上市公司利用商譽減值對利潤的影響操縱利潤，粉飾報表。

作者單位：中南大學