商譽減值對公司績效的影響研究

王春麗 褚志姣

一、引言

近三年，商譽“暴雷”現象在我國資本市場常有發生，特別是處于高成長階段的上市公司，其經常高溢價并購其他非上市公司，由于標的公司處于新興行業，估值經常不準確而且容易被高估，導致很多并購交易的標的公司最終都不能按照估值的期望實現盈利，進而給上市公司帶來了大量的商譽及商譽減值。

由圖1可知，我國上市公司商譽減值數額在2007-2013年期間一直維持在5億元至15億元左右，但自2014年后，我國上市公司商譽減值數額飛速增長，2014年至2018年的商譽減值數額分別為26.56億元、78.62億元、114.45億元、367.04億元和1121.53億元，2017年商譽減值數額約為2016年的3倍，2018年商譽減值的數額約為2017年的3倍。具體到上市公司，有些上市公司2018年的商譽減值數額達到數十億，如：2018年，上海萊士、萬達影院的商譽高達54億元和52億元，而華誼兄弟、利歐股份和宋城演藝的商譽數額也分別高達36億元、32億元和24億元。較高的商譽減值很大程度影響公司的利潤，圖2是2015年至2018年我國上市公司商譽減值與凈利潤的比例，2018年，我國創業板上市公司的商譽減值與凈利潤的比例高達180%，說明較高的商譽減值使得很多創業板上市公司處于巨額虧損狀態，如：2018年，聯建光電虧損28.88億元，而其商譽減值高達27.32億元；大洋電機虧損23.76億元，而其商譽減值高達24.19億元；聯創互聯虧損19.54億元，而其商譽減值高達20.71億元。

商譽及商譽減值近兩年成了學者、媒體、政府部門關注的熱點問題，那么，商譽減值會影響公司績效嗎？本文以2010-1018年我國滬深上市公司為樣本，探討了商譽減值對公司長短期績效的影響，結果發現：商譽減值與我國公司短期績效顯著負相關，與公司長期績效顯著正相關。進一步研究發現：當公司的內部治理水平越差時，商譽減值對公司短期績效的負向影響更加明顯，并對公司長期績效的正向影響更加明顯。以上結果在經過自變量因變量替代、雙重聚類分析后仍然成立。

本文的主要貢獻有：第一，探討了商譽減值對公司長短期績效的影響，豐富了商譽減值經濟后果的相關文獻。第二，將公司績效分為長期和短期，能夠更清晰地認識商譽減值給公司績效帶來的影響，為上市公司、監管部門、投資者的決策提供科學借鑒。

二、理論基礎與研究假設

本文擬從商譽減值相關文獻、公司績效影響因素的相關文獻和商譽減值對公司績效影響的相關文獻三個方面進行文獻回顧。

關于商譽及商譽減值的相關文獻，主要從商譽減值的影響因素、經濟后果、問題與對策等三個方面展開。胡凡和李科（2019）以2007-2017年上市公司為樣本，研究發現股價高估時實施并購，并購溢價更高，商譽減值的風險更高。劉愛明和黃媛媛（2019）以2012-2017年上市公司為樣本，研究發現董事會規模、獨立董事比例與商譽減值顯著正相關；審計師聲譽與商譽減值顯著負相關。韓宏穩等（2019）以2008-2016年上市公司為樣本，研究發現商譽減值與股價崩盤風險顯著正相關；信息不對稱程度較高時，商譽減值對股價崩盤風險的正向影響更加明顯。王蕓和周鈺萍（2018）以金利科技并購宇瀚光電為例，探討了并購商譽的會計計量問題。徐經長等（2017）以2008—2015年上市公司為樣本，研究發現商譽總額與債務融資成本顯著負相關,商譽減值與債務融資成本顯著正相關。盧煜和曲曉輝（2016）以2007-2013年上市公司為樣本，研究發現有商譽減值的公司存在盈余平滑和“洗大澡”的動機，審計質量和股權集中度對兩者之間的關系具有抑制作用。趙燕和趙秀芳（2016）以2010-2013年上市公司為樣本，研究發現商譽數額對高管薪酬具有顯著的正向作用。傅超等（2015）以2011-2013年創業板上市公司為樣本，研究發現“同伴效應”是商譽數額的重要影響因素。

關于公司績效影響因素的相關文獻，已有文獻主要從公司特征、內部治理、外部治理進行了探討。李勇（2019）以2007-2017年房地產上市公司為樣本，研究認為資產負債率與公司績效呈倒U形關系，股權集中度與公司績效顯著正相關。徐琳等（2018）研究認為互聯網企業創始人持股比例與公司績效顯著正相關。付興梅（2019）以2013-2017年上市公司為樣本，研究發現是否有女性董事與公司績效顯著正相關，女性董事比例與公司績效呈倒U形關系。丁楠和李文濤（2015）以2010-2013年上市公司為樣本，研究發現是否有QFII持股與公司績效顯著正相關，QFII持股比例與公司績效顯著正相關。李常青和賴建清（2004）研究發現董事會規模與每股收益顯著負相關，與權益凈利率顯著正相關；獨立董事比例與公司績效顯著負相關。肖作平（2005）通過聯立方程，研究發現財務杠桿與公司績效顯著負相關，第一大股東持股比例與公司績效呈倒U形關系。但鮮有文獻探討商譽減值如何影響公司績效。

圖1 2007-2018年我國上市公司商譽減值統計（單位：億元）

圖2 2015-2018年我國主板、創業板、中小板上市公司商譽減值與凈利潤的比例

表1 變量說明與定義

那么商譽減值如何影響公司績效呢？目前商譽減值的研究主要集中在三個方面：商譽減值的影響因素、經濟后果及商譽減值計提存在的問題與對策。Gu和Lev（2011）研究認為被并購公司盈利預期達不到合同中約定的盈利時，會產生商譽減值風險，進而影響公司當年的業績。盧煜和曲曉輝（2016）認為由于商譽不需要每年都計提折舊，但每年需要進行減值測試后計提商譽減值，由于減值測試存在主觀判斷，導致每年是否進行商譽計提以及商譽計提數額存在較大的不確定性，會直接影響當年的財務績效。王秀麗（2015）研究發現高管持股比例與商譽減值顯著相關，經濟因素不會影響商譽減值。吳虹雁和劉強（2014）研究認為新會計準則降低了信息不對稱，其商譽減值數額比舊會計準則時期更高。商譽數額取決于被并購公司被高估的數額，也是商譽減值的上限。而每年商譽減值計提數額取決于商譽減值測試的結果，具有較大的不確定性和操縱空間，因而會對公司績效產生影響。由于當年計提較大的商譽減值會負向影響公司當年的績效，但隨著商譽減值一次性計提后，公司后面將不存在商譽減值的風險，因而公司業績往往會逐步反彈。綜上所述，本文提出如下假設：

H1：其他條件不變時，商譽減值與公司短期績效顯著負相關，與長期績效顯著正相關，即U形。

三、模型設定與變量定義

（一）模型設定

為了驗證本文假設H1，建立以下模型：

模型中，ROA表示公司績效，本文用總資產收益率衡量公司績效。GW表示公司商譽減值，一般用商譽減值數額的自然對數來衡量。CON表示模型中所有控制變量。YEAR和IND是年度和行業虛擬變量，用于控制年度和行業。

本文以2010-2018年上市公司為樣本，樣本篩選過程如下：首先，刪除金融類、ST類上市公司，這些上市公司在公司特征、財務特征等方面與其他上市公司差異較大；其次，刪除變量數值缺失的樣本。最后得到14826個公司--年度樣本。本文所有數據均來自于國泰安數據庫。

表2 描述性統計分析

表3 變量Pearson和Spearman相關關系

表4 隨機效應和固定效應模型回歸結果

（二）變量定義

（1）公司績效

根據已有研究，本文用總資產收益率（ROA）衡量公司績效。在穩健性檢驗中，因變量采用凈資產收益率（ROE）進行替代。

（2）商譽減值

本文擬采用商譽減值的自然對數來衡量商譽減值（GW）。

（3）控制變量

根據已有文獻，本文還對第一大股東持股比例（BHP）、公司規模（SIZE）、資產負債率（DEBT）、機構投資者持股比例（IHP）、董事會規模（BOAR）、獨立董事比例（IBP）、年度（YEAR）和行業（IND）進行控制，具體見表1。

（三）變量的描述性統計

表2是本文主要變量的描述性統計分析結果。總資產回報率ROA的均值為0.029，標準差為0.183，最大最小值分別為0.204和-0.129，說明樣本中各公司的ROA差異較大。凈資產回報率ROE的均值為0.048，標準差為0.208，最大最小值分別為0.288和-0.286，說明樣本中各公司的ROE差異較大。商譽減值GW的均值為0.418，標準差為0.206，最大最小值為1和0 ，說明樣本中各公司商譽減值比例約為41.8%，各公司的商譽減值差異較大。股權集中度的均值為0.372，標準差為0.220，最大最小值分別為0.783和0.084，說明我國上市公司股權集中度較高。獨立董事比例IBP的均值為0.382，標準差為0.382，最大最小值分別為0.557和0.306，基本符合政策規定的1/3。其他變量的均值及統計量都在合理范圍之內。

四、實證結果分析

表5 自變量和因變量替代回歸分析

表6 雙重聚類分析

（一）主要變量的相關關系

表3是變量之間的Pearson和Spearman相關關系分析。左下三角部分是Pearson相關關系結果，右上三角是Spearman相關關系結果。結果顯示：公司業績與商譽減值在0.01水平上顯著負相關，控制變量中，除了董事會規模與公司業績相關關系不顯著外，其他變量均與公司業績至少在0.1水平上顯著正（負）相關。但以上結果并沒有控制其他變量的影響。

（二）面板回歸分析

面板隨機效應和固定效應的回歸結構如表4。第（1）列是面板隨機效應的回歸分析，結果顯示：ROA與GW在0.01水平上顯著負相關，與GW2在0.01水平上顯著正相關，表明ROA與商譽減值呈U形關系，支持假設H1。第（2）列是面板固定效應的回歸分析，結果顯示：ROA與GW在0.01水平上顯著負相關，與GW2在0.01水平上顯著正相關，表明ROA與商譽減值呈U形關系，支持假設H1。

控制變量中，股權集中度、公司規模至少在0.05水平上與公司業績顯著負相關。而資產負債率、機構投資者持股比例、董事會規模和獨立董事比例至少在0.05水平上與公司績效顯著正相關。

五、穩健性檢驗

（一）自變量或因變量替代

為了驗證本文結果的穩健性，本文采用自變量和因變量替代的方法，對模型進行重新檢驗。表5中第（1）列和第（2）列是自變量替代的回歸結果，本文用商譽減值除以商譽總額的比例（GWP）作為GW的替代變量。第（1）列是面板隨機效應的回歸分析，結果顯示ROA與GWP在0.01水平上顯著負相關，與GWP2在0.01水平上顯著正相關，表明ROA與GWP呈U形關系，支持假設H1。第（2）列是面板固定效應的回歸分析，結果顯示ROA與GWP在0.01水平上顯著負相關，與GWP2在0.01水平上顯著正相關，表明ROA與GWP呈U形關系，支持假設H1。

表5中第（3）列和第（4）列是因變量替代的回歸結果，本文用ROE作為ROA的替代變量。第（3）列是面板隨機效應的回歸分析，結果顯示ROE與GW在0.01水平上顯著負相關，與GW2在0.01水平上顯著正相關，表明ROE與GW呈U形關系，支持假設H1。第（2）列是面板固定效應的回歸分析，結果顯示ROE與GW在0.01水平上顯著負相關，與GW2在0.01水平上顯著正相關，表明ROE與GW呈U形關系，支持假設H1。

（二）雙重聚類分析

模型中可能存在異方差等問題，因而，本文采用雙重聚類（樣本個體和年度兩個維度的聚類）對模型進行重新檢驗（沈華玉等，2017），結果見表6，表明商譽減值與審計定價在0.05水平上顯著正相關，支持H1。

六、研究結論與啟示

本文以2010-2018年我國滬深上市公司為樣本，探討了商譽減值對公司長短期績效的影響，結果發現：商譽減值與我國上市公司短期績效顯著負相關，與公司長期績效顯著正相關，即U形。進一步研究發現：當公司的內部治理水平越差時，商譽減值對公司短期績效的負向影響更加明顯，對公司長期績效的正向影響也更加明顯。以上結果在經過自變量因變量替代、雙重聚類分析后仍然成立。

本文通過研究商譽減值對公司績效的影響，研究啟示如下：第一，商譽減值近來是理論界和實踐界關注的熱點話題，本文研究發現商譽減值與公司業績呈U形關系，即先降低后升高。說明商譽減值短期負向影響公司業績，長期正向影響公司業績。管理層應該采取一定的措施預防商譽減值帶來的短期績效的波動，如：在標的公司評估價值處于低谷時進行并購等。第二，本文研究發現商譽減值對公司績效的影響并不是線性的，因而能夠給后期相關研究提供新的思路和新視角。