內(nèi)部控制質(zhì)量、股權質(zhì)押與商譽減值研究

胡曉明（教授/博士）何晉芳 吳宗治 （南京財經(jīng)大學會計學院 江蘇南京 210023）

一、引言

上市公司大股東股權質(zhì)押行為一直受到投資者的廣泛關注。2013 年，我國放開了對證券公司委托股權質(zhì)押業(yè)務的管制，降低了股權質(zhì)押的進入門檻和融資成本［1］，簡化了質(zhì)押的流程，且質(zhì)押后的股東仍有權對公司的各項決策行使表決權，因此，股權質(zhì)押迅速成為資本市場上大股東青睞的融資方式之一。

近年來，并購重組成為推進經(jīng)濟轉型和產(chǎn)業(yè)結構整合調(diào)整的重要方式，企業(yè)并購規(guī)模和頻率不斷上升。由于并購需要支付高額的并購費用，并購方往往采用股權質(zhì)押的方式實施并購，這種方式為并購方提供了足夠的資金支持。蔣朏等［2］的研究表明，股權質(zhì)押的發(fā)生與企業(yè)并購息息相關，并購增加了大股東股權質(zhì)押的概率。企業(yè)并購后容易產(chǎn)生高額商譽，由于商譽的特殊性和復雜性，商譽減值風險也大幅提高。從表1 可以看出，近年來，股權質(zhì)押的數(shù)量以及商譽金額整體呈現(xiàn)上升趨勢，由于相對寬松的并購政策和流動性環(huán)境，上市公司并購融資渠道和并購支付方式越來越多元化，企業(yè)并購重組活動激增，并購商譽總額大幅上升，企業(yè)每年確認的商譽減值損失金額也在不斷上升。2019 年監(jiān)管趨于嚴格，股權質(zhì)押比例有所下降，2020年受疫情影響，質(zhì)押比例再次下降，對資本市場造成了強烈沖擊。

表1 2013—2020 年A 股市場相關情況表

關于大股東股權質(zhì)押，學者分別從股票回購、避稅、現(xiàn)金持有、股利政策等方面進行了大量研究［3-4］，但對大股東股權質(zhì)押是否會影響上市公司盈余管理缺乏深入研究。那么，處在股權質(zhì)押期間的大股東是否會出于質(zhì)押股權不被強制交割的考慮，利用其對公司的絕對控制權，操縱商譽以提高公司整體盈余？對于在質(zhì)押期間的大股東，上市公司應該如何避免大股東的盈余操縱行為？本文試圖從管理層的角度考察大股東股權質(zhì)押期間上市公司的盈余管理行為，從股權質(zhì)押對商譽減值的影響出發(fā)，檢驗內(nèi)部控制質(zhì)量在二者關系中所起的調(diào)節(jié)作用以及不同產(chǎn)權性質(zhì)下的異質(zhì)性影響。

二、理論分析與研究假設

（一）大股東股權質(zhì)押與商譽減值

在我國，公司股權大多集中在某些大股東手中，呈現(xiàn)“一股獨大”的特點。在信息不對稱情況下，大股東會利用自身優(yōu)勢，選擇性地輸出對公司有利的信息，傳遞給投資者，以維持股價的穩(wěn)定，保證自身控制權不發(fā)生轉移。研究發(fā)現(xiàn)，在大股東股權質(zhì)押的情況下，企業(yè)使用定向增發(fā)股票的方式完成并購，更可能涉及到使用業(yè)績承諾，并且業(yè)績承諾的金額更高、承諾期更長［5］。這表明，存在大股東股權質(zhì)押的企業(yè)無法達到承諾業(yè)績的概率越大，并購整合效果可能越差，與此同時，為了掩蓋高商譽并購的事實，企業(yè)往往傾向于對合并財務報表進行大清理。

大股東股權質(zhì)押后，會減少商譽減值的計提，這主要源于債務契約、薪酬契約、退市風險、控制權轉移風險和聲譽等因素的影響。首先，如果企業(yè)計提商譽減值，大股東在質(zhì)押時簽訂的債務契約的違約風險會更高。其次，在商譽減值與管理層薪酬績效掛鉤的情況下，一旦企業(yè)進行商譽減值，就會損害管理層個人利益。再次，商譽減值與企業(yè)的股價波動緊密相關。大股東在股權質(zhì)押后確認商譽減值，可能會引起股價下跌乃至崩盤，當股票價格達到平倉線，大股東就會面臨股票被迫交割和控制權轉移的風險。進一步地，如果股價下跌到一定程度，公司可能會被要求主動退市。最后，基于信號傳遞理論，企業(yè)計提商譽減值可能會向社會公眾等利益相關者傳遞企業(yè)存在高溢價并購行為，這關系到管理層并購決策的正確性和個人聲譽，因此，為了維護其聲譽，管理層會降低商譽減值的確認。基于以上分析，管理層可能利用其自身強大的控制權進行商譽減值的盈余管理，不計提、少計提或者延遲計提商譽減值。

商譽減值規(guī)模是衡量企業(yè)未來盈利能力的主要指標［6］。如果大股東不嚴格把控商譽減值的數(shù)額，在面臨控制權轉移的壓力下，一旦傳出有關公司經(jīng)營狀況的負面消息，很可能引發(fā)資本市場上嚴重的股價下跌，進而觸發(fā)股權質(zhì)押被強制交割的警戒線。由于商譽的特殊性和復雜性，通過商譽減值進行盈余管理更加方便，從而實現(xiàn)市值管理的機會主義動機。

根據(jù)過度自信理論，管理層的過度自信也是導致企業(yè)減少商譽減值的重要原因。研究發(fā)現(xiàn)，無論是股權質(zhì)押，抑或是并購重組，管理者都對自己的行為決策十分自信［7-8］。具體地，在質(zhì)押前和并購后，管理層都過度相信自己的能力和企業(yè)的未來發(fā)展，且大股東股權質(zhì)押的越多，說明大股東越自信，堅信未來企業(yè)價值會持續(xù)高漲，故而不會有動機進行商譽減值。綜上，本文提出假設1：

假設1：大股東股權質(zhì)押減少了企業(yè)商譽減值的計提。

（二）內(nèi)部控制質(zhì)量的調(diào)節(jié)作用

首先，基于風險管理理論，高質(zhì)量的內(nèi)部控制機制能夠?qū)ι鲜泄镜母黜椆ぷ髁鞒贪l(fā)揮監(jiān)督作用，激勵內(nèi)部人員積極完善制度體系，降低公司內(nèi)外部信息不對稱程度。研究表明，高質(zhì)量內(nèi)部控制的企業(yè)信息透明度更高［9］，能夠限制高管的權力，減少利益相關者的機會主義行為，有效遏制股東對上市公司的“掏空”行為，降低資金轉移的風險。其次，合理規(guī)范的內(nèi)部控制可以優(yōu)化企業(yè)對股權結構的設置。再次，高質(zhì)量內(nèi)部控制的企業(yè)具有完整的風險控制制度，有利于對收購交易進行全面、嚴格的風險評估，為并購決策提供可靠的參考依據(jù)，從源頭上防止高額商譽的產(chǎn)生。

由于商譽及其減值的不確定性，管理層在計提商譽減值的時間和比例上具有一定的自由裁量權。大股東為了減少股權質(zhì)押可能產(chǎn)生的負面經(jīng)濟后果，通常會優(yōu)先考慮自身利益進行決策，并利用所掌握的信息優(yōu)勢侵占中小股東利益，例如，通過少計或者不計商譽減值使企業(yè)的財務報表看起來盈利狀況良好，具有可期的發(fā)展前景和可投資性。

綜上，內(nèi)部控制質(zhì)量較高的企業(yè)會在日常經(jīng)營管理環(huán)節(jié)中進行一系列的控制活動，確保企業(yè)收集和記錄的財務數(shù)據(jù)的準確性和完整性，及時發(fā)現(xiàn)并糾正錯誤和舞弊行為，提高信息的準確性和合規(guī)性，保證信息暢通與溝通渠道順暢，從而緩解資本市場中的信息不對稱，為投資者提供高質(zhì)量信息；相互制衡的決策機制能夠減少大股東與管理層串通舞弊的機會，有效抑制管理層操縱業(yè)績預告等會計信息的機會主義行為，降低管理層進行盈余管理的空間；嚴格的控制與監(jiān)督活動、完備的風險評估體系，有利于監(jiān)督和制約大股東與管理層，減少企業(yè)的決策風險，通過對企業(yè)經(jīng)營流程的把控，減少管理層故意操縱商譽及商譽減值金額的行為。基于此，本文提出如下假設：

假設2：內(nèi)部控制質(zhì)量在股權質(zhì)押與商譽減值間起負向調(diào)節(jié)作用，即內(nèi)部控制質(zhì)量越低，股權質(zhì)押與商譽減值之間的負向關系越顯著。

（三）產(chǎn)權性質(zhì)的異質(zhì)性影響

國有企業(yè)和非國有企業(yè)由于產(chǎn)權性質(zhì)的不同，其公司治理的傳導機制也不盡相同。國有控股公司的管理者并不是最終產(chǎn)權所有者，在股權質(zhì)押的情況下，因為股價的變動并不影響自身利益的實現(xiàn)，所以國有企業(yè)進行市值管理的壓力和動機相對較小；而在非國有控股公司中，對股票的控制權會直接影響到股東的切身利益，故其對上市公司進行市值管理的動機更強。具體來說，一方面，在國家的管控下，為防止國有資產(chǎn)流失，企業(yè)對股權質(zhì)押有更嚴格的規(guī)定，質(zhì)押后清償債務的限制條件也相對較多，譬如當股價下跌至平倉警戒線時，非國有企業(yè)的質(zhì)押股權會被強制平倉，而國有企業(yè)的質(zhì)權人傾向于采用協(xié)議轉讓或法律拍賣方式進行處理［10］。另一方面，國有企業(yè)具有天然的融資優(yōu)勢，企業(yè)面臨的融資困境的風險小，通過股權質(zhì)押緩解企業(yè)資金緊張行為的概率也非常小。綜上，本文提出如下假設：

假設3：相較于國有企業(yè)，非國有企業(yè)中大股東股權質(zhì)押與商譽減值的負相關關系更加顯著。

三、研究設計

本文選取2013—2019 年滬深A 股上市公司的數(shù)據(jù)。原因是2013 年我國放開了券商承托股權質(zhì)押業(yè)務，此后，股權質(zhì)押融資大幅上升。2020 年受疫情影響，質(zhì)押規(guī)模下降，部分企業(yè)的經(jīng)營活動和現(xiàn)金流受到影響，其商譽減值會產(chǎn)生一定程度的偏差，為避免當年數(shù)據(jù)對研究結果的影響，故不將其納入研究范圍。同時，本文剔除了特殊處理（ST）公司、金融和保險類公司的數(shù)據(jù)，并對所有連續(xù)變量進行了上下1%分位的縮尾處理，最終得到5 644 個樣本量。

各個變量的定義如表2 所示。

表2 變量定義

本文研究采用聚類穩(wěn)健（Robust）的標準誤，并選擇多元線性回歸模型進行回歸，為了檢驗股權質(zhì)押對商譽減值的影響，構建模型（1）進行檢驗：

為了檢驗內(nèi)部控制質(zhì)量是否會影響股權質(zhì)押與商譽減值之間的關系，構建模型（2）：

其中，Icq 為內(nèi)部控制質(zhì)量，Imp 為商譽減值，Ple_dum 表示當年是否存在股權質(zhì)押，Control 表示選取的各個控制變量，ε 為研究中存在的隨機誤差項。

此外，為分析股權質(zhì)押與商譽減值之間是否因為產(chǎn)權性質(zhì)的不同而表現(xiàn)出差異，本文根據(jù)企業(yè)產(chǎn)權性質(zhì)，將樣本劃分為國有企業(yè)和非國有企業(yè)兩組，分別考察大股東股權質(zhì)押對商譽減值的影響。

四、實證檢驗

（一）描述性統(tǒng)計

本文對所有研究變量進行描述性統(tǒng)計，結果如表3 所示，可以看出，股權質(zhì)押的標準差為0.4，均值為0.2，說明樣本中有20%的上市公司存在股權質(zhì)押現(xiàn)象；商譽減值的平均值為0.054，最小值為0，最大值為0.835，離散程度較大，說明各企業(yè)在股權質(zhì)押的選擇和商譽減值的確認上存在較大差異，樣本具有良好的區(qū)分度，適合研究。對其他控制變量的分析結果在此不再贅述。

表3 描述性統(tǒng)計

（二）相關性分析

如下頁表4 所示，本文對數(shù)據(jù)做了Pearson 相關系數(shù)的檢驗，總體來看，解釋變量（Ple_dum）與各控制變量之間的相關系數(shù)顯著但是整體較低，說明各變量之間相互影響不大。為了檢驗是否存在多重共線性的問題，本文還計算了衡量各變量之間共線性的指標——方差膨脹因子（VIF），結果顯示VIF 為7.67，說明本文設計的模型比較可靠，不存在嚴重的多重共線性問題。商譽減值Imp1 與股權質(zhì)押指標Ple_dum 的相關系數(shù)為-0.184 且在1%的水平上顯著，初步驗證了本文的假設1。

表4 變量相關系數(shù)矩陣

（三）回歸分析

1.股權質(zhì)押與商譽減值的回歸。為檢驗假設1，本文以大股東股權質(zhì)押為自變量，以商譽減值為因變量，實證檢驗結果如下頁表5 所示。第（1）、（2）列分別以Imp1 和Imp2為因變量，以Ple_dum 為自變量進行回歸，Ple_dum 的回歸系數(shù)均在1%的水平上顯著，說明大股東股權質(zhì)押減少了商譽減值的計提，驗證了假設1。為進一步檢驗二者之間的關系，本文更換股權質(zhì)押的衡量方式，以Ple1 為自變量進行回歸，回歸結果如第（3）、（4）列所示，股權質(zhì)押分別在5%和1%的水平上顯著，進一步驗證了假設1。

表5 大股東股權質(zhì)押與商譽減值回歸結果

2.內(nèi)部控制質(zhì)量的調(diào)節(jié)作用回歸。為檢驗假設2，本文以商譽減值（Imp）為因變量，以大股東股權質(zhì)押（Ple_dum）為自變量，以股權質(zhì)押與內(nèi)部控制質(zhì)量的交乘項Ple_Icq 為調(diào)節(jié)變量，利用調(diào)節(jié)效應模型進行檢驗。結果如表6 列（1）所示，交互項在10%的水平上顯著，并且與大股東股權質(zhì)押（Ple_dum）的回歸系數(shù)異號，說明內(nèi)部控制質(zhì)量在二者之間起反向調(diào)節(jié)的作用，即高質(zhì)量的內(nèi)部控制能夠減弱大股東股權質(zhì)押對商譽減值的負面影響，驗證了假設2。

表6 調(diào)節(jié)效應及異質(zhì)性檢驗

3.產(chǎn)權性質(zhì)的異質(zhì)性影響回歸。為檢驗假設3，以產(chǎn)權性質(zhì)（Soe）作為分組變量，對總樣本進行分組回歸，實證檢驗大股東股權質(zhì)押對于國有企業(yè)和非國有企業(yè)商譽減值的異質(zhì)性影響。結果如上頁表6 第（2）、（3）列所示，可以看出，對于非國有企業(yè)而言，股權質(zhì)押對商譽減值的影響負向顯著，而對國有企業(yè)而言，股權質(zhì)押對商譽減值的影響并不顯著，驗證了假設3。

五、內(nèi)生性檢驗和其他穩(wěn)健性檢驗

（一）固定效應檢驗

本文采用豪斯曼檢驗進行模型選擇，檢驗結果表明，使用固定效應模型的有效性高于隨機效應模型。為了進一步緩解模型中可能存在的遺漏固定因素的問題，以及某些固定因素不隨時間改變可能對研究結果有影響，本文選用固定效應方法進行回歸，回歸結果如表7 第（1）列所示，與前面的實證結果相同，說明本文的研究結果較為穩(wěn)健，不存在嚴重的內(nèi)生性問題。

（二） Heckman 兩階段回歸

考慮到本文研究的數(shù)據(jù)可能與公司其他特征的數(shù)據(jù)存在內(nèi)生性關系，本文采用Heckman 兩階段回歸方法，解決樣本可能存在的自選擇以及互為因果的內(nèi)生性問題。第一階段樣本選擇的因變量為企業(yè)是否存在股權質(zhì)押（Ple_dum）的虛擬變量，如果存在則取1，否則取0，進行Probit 模型回歸，同時，選取企業(yè)所屬地區(qū)（省份）樣本企業(yè)的平均質(zhì)押水平作為第一階段回歸模型的工具變量；此外，模型還控制了公司規(guī)模、公司年齡、公司成長、第一大股東持股比例、資產(chǎn)凈利潤率、資產(chǎn)負債率、產(chǎn)權性質(zhì)等變量，第一階段回歸得到逆米爾斯比率（IMR），并將其代入第二階段的回歸，回歸結果如表7 第（2）、（3）列所示，回歸系數(shù)為-1.2757，在5%的水平上顯著，與前文的實證結果相同，即不存在樣本自選擇問題，說明大股東股權質(zhì)押會減少商譽減值。

（三）工具變量

為了緩解因遺漏變量和反向因果導致的內(nèi)生性問題，參考已有文獻［11］，本文選取當年年末公司所在省平均質(zhì)押水平作為工具變量，并進行兩階段回歸（2SLS），重新對研究假設進行檢驗。首先對工具變量進行了相關檢驗，證明工具變量的有效性和實用性，回歸結果如表7 所示。根據(jù)表7 第（4）列，將工具變量與自變量進行回歸，工具變量Ple_pro 在1%的水平上顯著，表明該工具變量滿足相關性的要求。根據(jù)表7 第（5）列，本文用第一階段回歸得到的擬合值hple1作為自變量，與商譽減值進行第二階段回歸，回歸顯示，擬合值在10%的水平上顯著，與前文研究結論一致，說明本文的研究結果較為穩(wěn)健，不存在嚴重的內(nèi)生性問題。

（四）滯后一期

考慮到反向因果關系可能對研究造成的內(nèi)生性問題，本文將因變量延遲一個時期進行回歸，增加回歸結果的可靠性，主要原因在于企業(yè)確認商譽減值，一般是在確認商譽后，即可能滯后一到兩年，存在商譽減值計提不及時的問題。回歸結果如表7 第（6）、（7）列所示，股權質(zhì)押變量（Ple_dum）均在1%的水平上顯著，與前面的實證結果相同，說明結果穩(wěn)健。

表7 內(nèi)生性檢驗及穩(wěn)健性檢驗

六、研究結論及建議

本文以2013—2019 年滬深A 股上市公司為樣本，從現(xiàn)階段資本市場普遍存在的股權質(zhì)押行為出發(fā)，以內(nèi)部控制質(zhì)量作為調(diào)節(jié)的切入點，實證研究股權質(zhì)押行為對企業(yè)商譽減值的影響及其異質(zhì)性。研究結果表明：大股東股權質(zhì)押行為顯著減少了企業(yè)商譽減值的計提；在內(nèi)部控制有效運行的情況下，能夠較好地管控企業(yè)管理者的盈余管理行為，即高質(zhì)量的內(nèi)部控制體系可以減少大股東股權質(zhì)押行為對商譽減值程度的負面影響；股權質(zhì)押與商譽減值的關系因企業(yè)性質(zhì)的不同而存在差異，非國有企業(yè)比國有企業(yè)具有更高的市值管理動機。

據(jù)此，本文提出以下幾點建議：（1）完善上市公司股權質(zhì)押信息公開制度，防止大股東的盲目投資和惡意收購。完善股權質(zhì)押融資機制，對股權質(zhì)押融資進一步確認其追加擔保和強制平倉的時點、質(zhì)押比例上限、質(zhì)押融資投向和使用等方面進行補充。要根據(jù)上市公司的實際情況，對其進行風險評價，并根據(jù)評價結果進行分級。（2）進一步完善商譽減值制度，對企業(yè)商譽減值測試制定更嚴格規(guī)范的標準。相關監(jiān)管部門和企業(yè)管理層應該加大對上市公司商譽及商譽減值的監(jiān)管力度，實時關注商譽的動態(tài)，尤其需要將管理層可能發(fā)生的機會主義因素考慮在內(nèi)，減少企業(yè)管理層利用商譽減值進行盈余管理的空間。（3）夯實中介機構的責任。在并購過程中，資產(chǎn)評估機構的參與有助于提高交易雙方的信息透明度，約束管理層的機會主義行為，其專業(yè)性和獨立性直接影響商譽的生成及后續(xù)期間商譽減值的計提比例。但客觀來說，我國中介機構的質(zhì)量參差不齊。本文建議，監(jiān)管機構應當建立健全中介機構的質(zhì)量評價體系，構建機構及相關負責人“黑名單”，增加評估機構的違規(guī)成本，防止合謀。同時強化高溢價并購項目監(jiān)管，適當細化我國中介機構的執(zhí)業(yè)標準和法律責任，要求評估機構真實、詳細、準確地披露評估方法選取的依據(jù)及重要參數(shù)設置的合理性，從根本上防止巨額商譽的產(chǎn)生。

今后，可以考慮從以下兩個方面做進一步的改進研究：（1）本文直接選取了2013—2019 年A 股上市公司作為研究樣本，實際上，商譽及商譽減值這一現(xiàn)象同樣會出現(xiàn)在我國創(chuàng)業(yè)板上市公司中，這些公司由于在創(chuàng)業(yè)期間，一般都面臨著資金短缺的發(fā)展困境，更容易利用股權質(zhì)押進行籌資。因此，在以后的研究中，可以考慮將中小板或創(chuàng)業(yè)板企業(yè)作為研究樣本，這樣對問題的探討會更加聚焦。（2）對于內(nèi)部控制這一指標，可以考慮在未來的研究中做更多的細分。內(nèi)部控制由五大要素組成，本文利用內(nèi)部控制指數(shù)來衡量內(nèi)部控制整體的質(zhì)量，在今后的研究中，可以考慮將單個內(nèi)部控制指數(shù)按照內(nèi)部控制的五要素進行拆分，利用更細致的指數(shù)來衡量內(nèi)部控制質(zhì)量，進一步分析各個要素對大股東股權質(zhì)押與商譽減值損失計提關系的具體影響，還可以考慮將五個要素按照一定的標準組合起來后，是否仍然具有顯著的調(diào)節(jié)作用。