商譽減值對企業價值的影響
——基于我國A 股上市公司的實證研究

劉 莉，黃淵琳

（湖南工業大學 經濟與貿易學院，湖南 株洲 412007）

0 引言

黨的十九大后，國家推進供給側改革政策，目的是使企業經濟要素實現最優配置，提升經濟增長質量。企業并購重組活動是提升企業要素配置質量的重要途徑之一。2015 年，我國企業并購重組活動達到高峰，大量業績承諾于2019 年到期，許多并購公司因被并購方未達業績承諾，計提大規模商譽減值，對企業業績造成不可避免的損失。截至2020 年12 月31 日，A 股上市公司共計形成了12 826 億元的商譽和1 692 億元的商譽減值。相較于2014 年的商譽減值金額35.3 億元，增加了1 656.7 億元。據報道，華聞傳媒花巨資同時并購精視文化、澄懷科技和掌視億通3 家公司，最后由于并購公司未達到業績要求而導致華聞傳媒計提19.53 億元的商譽減值，企業凈利潤縮水240%，造成股價多次跌停。多數并購重組公司的利潤都在計提商譽減值準備后大幅下滑，甚至由盈轉虧，對公司業績以及股價造成巨大損失，由此可見，商譽減值可能會對企業價值產生較大影響。

上述現象使大量學者開始研究商譽減值對企業價值帶來的影響。但是由于研究視角和樣本選取的差異，商譽減值對于企業價值的影響結論并不統一，目前主要存在以下兩方面結論：第一，商譽減值對企業價值產生正面影響，商譽減值可以在一定程度上降低企業的信息不對稱程度[1]，增加企業會計信息的可信賴程度，增加投資者信心，從而對企業價值產生正面影響[2]；第二，商譽減值會對企業價值產生負面影響，商譽減值反映了資產不良運營情況，意味著并購重組時的資產已無法對企業帶來價值收益[3]，引發投資者對于企業未來盈利能力的消極態度，從而導致企業價值下降[4]。

綜上所述，學者們對于商譽減值與企業價值的關系探討并不統一，而且對調節二者之間關系的內部和外部因素的研究還不充分。近幾年證監會提出大力發展機構持股，機構持股屬于獨立于企業的外部第三方，且具規模和信息優勢，能對企業發揮外部治理效應和外部監督作用，但目前存在機構持股與被投資企業利益相關現象[5]，機構持股是否會基于自身短期利益而與管理層合謀來損害企業利益？機構持股又會對商譽減值風險產生什么作用？而內部控制質量通常發揮內部監督作用，保證會計信息準確性和完整性，在企業風險防范方面也發揮重大作用，可幫助企業降低風險管控成本，促進企業的有效經營[6]。因此，有必要對機構持股和內部控制質量對商譽減值風險的效應進行探討。2015—2020 年是企業并購高潮年份，所以，本文選擇2015—2020 年A 股上市公司作為研究樣本，考察商譽減值對企業價值的影響，并進一步探討機構持股和內部控制質量的調節作用。

本文貢獻在于：第一，從商譽減值角度研究了其與企業價值間的關系，發現商譽減值會對企業價值帶來顯著負面影響，豐富現有經濟后果研究；第二，引入機構持股這一外部治理要素，將機構持股與商譽減值和企業價值納入一個框架，驗證了機構持股對商譽減值與企業價值產生作用；第三，引入內部控制質量這一內部治理制度，將內部控制質量與商譽減值和企業價值納入一個整體，探討并證實了內部控制質量在商譽減值與企業價值間的調節效果。

2 理論分析與研究假設

2.1 商譽減值與企業價值的關系

商譽減值是指企業在對商譽進行減值測試后確認的相關損失，企業價值指企業全部資產的市場價值。如前所述，商譽減值可能對企業價值帶來正面或負面影響，但本文所選樣本為A 股上市公司，所以認為商譽減值對企業價值將帶來負面影響，原因如下：首先，在商譽減值對企業價值帶來正面影響的文獻當中，所選樣本為創業板上市公司，其并購案件較少，商譽減值金額普遍偏低。而本文所選樣本為A股上市公司，并購案件較多，并購商譽金額大，計提商譽減值金額普遍較高[7]。其次，創業板上市公司主要以信息、生物和新材料技術為代表的高新技術企業，其并購過程中形成的商譽信息不對稱程度較高，在計提商譽減值的過程中大大減弱了信息不對稱程度，增加了高新技術企業會計信息可靠性，增加了投資者信心[8]。而A 股上市公司在并購過程中形成的商譽信息不對稱程度較低，在計提商譽減值過程中向投資者釋放的負面信息更多。最后，在以A 股上市公司為樣本的相關文獻中，張新民[9]、陳陽[10]等多數學者認為商譽減值對企業價值的影響為負面影響，因此，課題組認為商譽減值對企業價值將帶來負面影響。

通過進一步分析，本文認為所選樣本商譽減值將從以下3 個方面對企業價值帶來負面影響。首先，商譽減值會降低資產超額盈利能力。當企業計提商譽減值后，公司總資產周轉率會大幅下滑，引起并購資產超額盈利能力下降[11]，并導致公司當年凈利潤下降，向外界傳遞企業未來現金流減少的信息，降低企業價值[12]。其次，商譽減值會引起投資者消極態度。企業在計提商譽減值后，市場會出現明顯的負面反應。即使商譽減值是在財務報表的非經常性損益上列報，但是它會向投資者傳遞企業溢價并購資產協同能力的下降，導致股價下跌，降低企業價值[13]。最后，商譽減值會降低股票流動性。商譽減值引起市場投資者的負面態度，降低股票流動性，進一步導致市場做市商的數量降低，企業價值會隨之降低[14]。綜上，本文認為，商譽減值會降低資產超額盈利能力，向投資者傳遞負面信息，降低企業股票的流動性，對企業價值帶來負面影響。基于此，本文提出假設1。

H1商譽減值對企業價值產生顯著負面效應。

2.2 機構持股的調節作用

機構持股是指在金融市場上從事證券的法人機構買入股票并持有。目前，我國引入機構持股時間較短，相關法制并不完善，我國資本市場上的機構持股交易普遍短、頻、快，機構持股沒有真正發揮外部治理效應[15]。其對于商譽減值與企業價值之間的調節作用可能體現在以下兩個方面：首先，基于機構持股利益短視化行為，機構持股都更傾向于企業投資短期內能快速回本項目[16]。機構持股比例越高，企業創新投入越低，企業的市場競爭力會隨著創新能力下降而降低，影響企業長遠業績和價值[17]。商譽減值降低投資者信心，機構持股產生羊群效應，加大股票崩盤風險，降低企業價值[18]。其次，基于機構持股利益沖突理論，機構持股與被投資企業存在財務顧問或者股票承銷等商業關系，機構持股自身利益和企業業績聯系緊密，機構持股會基于自身利益而與管理層合謀進行盈余管理，損害企業價值[19]。商譽減值計提主觀性大，管理層利用商譽減值進行盈余管理的可操縱性強。因此，本文認為商譽減值會通過一系列傳導機制對企業價值帶來不利影響，而機構持股將在一定程度上加大這種不利影響。據此，本文提出假設2。

H2機構持股會加強商譽減值對企業價值帶來的負面效應。

2.3 內部控制質量的調節作用

內部控制質量是指企業建立的使各項業務活動相互制約的制度。目前，我國審計制度愈發完善，企業內部控制質量逐年提升[20]，其對于商譽減值與企業價值之間關系的調節作用可能體現在以下兩個方面：首先，基于內部監督作用，內部控制質量通過一系列內部制度來對企業各方面活動進行制約，提高公司資產維護效率和企業經營效率，從而提升企業價值[21]。內部控制質量越高的企業，企業在進行溢價并購時會從多方面謹慎地考量標的公司，由此產生的商譽將會更低，而后期計提商譽減值帶來的風險就越低[22]。其次，基于風險防范作用，內部控制質量可以快速識別風險，提升管理層的風險敏銳度，激勵管理層制定合理的風險應對策略，有效加大企業風險承受能力，降低風險管控成本，提升企業價值[23]。當商譽計提減值時，內部控制質量可以倒逼管理層提前制定風險管控策略，在一定程度上減少商譽減值潛在不利影響。由此，本文認為商譽減值將會對企業價值帶來負面影響，而內部控制會在一定程度上減輕這種不利影響。據此，本文提出假設3。

H3內部控制質量會削弱商譽減值對企業價值帶來的負面效應。

3 研究設計

3.1 數據來源和樣本選擇

我國于2007 年對商譽采用減值測試法進行后續計量。由于2015 年是并購重組活動高峰年，且并購業績承諾大多于2019 年或2020 年到期。因此，本文以2015—2020 年滬深A 股上市企業為研究樣本，并對樣本做如下處理：1）因金融保險行業的商業模式以及財務結構的特殊性，本文剔除金融保險行業樣本；2）剔除“ST”“*ST”樣本；3）剔除商譽減值樣本缺失數據。最終本文得到有效樣本2 977 個，并根據有效樣本進行回歸，使用stata15.0 對數據進行處理。

3.2 變量定義

3.2.1 被解釋變量

企業價值指企業全部資產的市場價值。現有文獻衡量并購創造的企業價值主要包括股價、超額收益率、資產收益率、托賓Q值等指標。總資產收益率可衡量企業收益能力，本文參考曲曉輝等[24]的研究，采用總資產收益率（Vroa）來衡量公司價值。托賓Q值反映企業的股票市場價值和企業可持續發展能力，本文借鑒林愛梅等[25]的研究方法，將托賓Q值作為衡量企業價值的替代變量。

3.2.2 解釋變量

商譽減值是指企業在對商譽進行價值測試后確認的相關損失。本文參考林子昂[26]、胡凡[27]等的研究，將當期商譽減值除以資產總額作為解釋變量。

3.2.3 調節變量

機構持股是指在金融市場上從事證券的法人機構買入公司股票并持有。本文參考楊旭東[28]的研究，將機構投資者持股除以企業總股本來衡量機構持股（Vins）指標。內部控制質量是指企業單位內部建立的使各項程序運行有效的制度。內部控制質量本文參考張新民等[29]的研究，以迪博內控指數除以100 來衡量企業內部控制質量（Vic）。

3.2.4 控制變量

目前，影響公司價值的因素很多，本文選擇以下5 個變量為控制變量：公司規模（Vsize），為企業的總資產大小；資產負債率（Vlev），為企業的負債總額除以資產總額的百分比，用來衡量企業舉債能力的指標；企業成長性（Vgrowth），為用來衡量企業附加值不斷增加的一種發展能力指標；高管薪酬（Vwage），為指給企業的管理層發放的薪酬；有形資產比例（Vtang）為有實物形態的資產占總資產的比例，用來衡量企業償債能力的指標。具體變量定義及衡量方法見表1。

表1 主要變量定義表Table 1 Main variable definition table

3.3 模型構建

為了驗證以上3 個研究假設，本文構建模型（1）來檢驗商譽減值（Vgwimp）對企業價值（Vroa）的影響，在模型（1）中，如果β1顯著為正，則表明商譽減值對企業價值有顯著正面效應，如果β1顯著為負，則表明商譽減值對企業價值有顯著負面影響。本文構建模型（2）和模型（3）來檢驗機構持股（Vins）和內部控制質量（Vic）的調節作用。

式（1）～（3）中：i為各公司；t為各年份；Vroa為企業價值；Vgwimp為商譽減值；Vcontrol為各控制變量；α0為常數項；α1為核心解釋變量系數；α2為控制變量系數；β0為常數項；β1為核心解釋變量系數；β2為調節變量系數；β3為解釋變量和調節變量交乘項系數；β4為控制變量系數；θ0為常數項；θ1為核心解釋變量系數；θ2為調節變量系數；θ3為解釋變量和調節變量交乘項系數；θ4為控制變量系數；μi為不隨時間變化的個體效應；σt為不隨個體變化的時間效應；εit為隨機誤差項。

4 實證分析

4.1 描述性統計分析

為驗證本文研究假設，對各變量進行描述性統計分析，如表2 所示。

表2 主要變量描述性統計Table 2 Descriptive statistics of main variables

企業價值（Vroa）為被解釋變量，標準差為0.123，最小值為-1.254，最大值為0.456，說明樣本公司企業價值相差較大。解釋變量商譽減值（Vgwimp）的均值為0.043，上市公司中商譽減值（Vgwimp）平均占公司資產總額的4.3%，這一數據說明企業并購產生的商譽減值在市場中并不少見，最小值為0 表明存在沒有計提商譽減值的公司。控制變量中，企業規模（Vsize）均值為22.790，略大于最小值18.276，說明選樣企業之間規模差異較小；資產負債率（Vlev）的最小值與最大值之間相差1.199，均值為0.480，表明各企業負債水平及風險程度差異較大；企業成長性（Vgrowth）均值為0.155，標準差為1.862，標準差遠大于均值，數據離散程度較高，說明各樣本公司發展速度差異較大。高管薪酬（Vwage）的均值為14.853，標準差為0.700，表明樣本企業間的高管薪酬較為平均，差異不大。有形資產比率（Vtang）均值為0.315，標準差為0.160，最小值為0.012，最大值為0.813，表明各企業間的存貨和固定資產占總資產比例差距較大，償債能力差異較大。

4.2 相關性分析

為衡量各變量間相關程度進行相關性分析，其結果如表3 所示，解釋變量商譽減值（Vgwimp）與企業價值（Vroa）的相關系數為-0.624，在1%的水平上顯著，這初步驗證了商譽減值（Vgwimp）的增加會導致企業價值（Vroa）的下降。控制變量中，企業規模（Vsize）、企業成長性（Vgrowth）、高管薪酬（Vwage）和有形資產比率（Vtang）與企業價值（Vroa）的相關系數均在1%的水平上顯著正相關，表明這些控制變量的增加在一定程度上可以增加企業的價值；資產負債率（Vlev）與企業價值的相關系數在1%的水平上顯著負相關。各變量之間的相關系數均顯著，表明各變量之間存在較強相關性，具有分析價值。為防止各變量之間存在多重共線性，本文對各變量方差膨脹系數進行檢驗，各VIF（variance inflation factor）值均小于10，表明解釋變量之間不存在多重共線性。

表3 相關性分析Table 3 Correlation analysis

4.3 回歸分析

4.3.1 主變量回歸分析

為驗證本文研究假設1，對主變量進行回歸分析，結果如表4 所示。

表4 主變量回歸結果Table 4 Regression results of principal variables

如表4 第1 列所示，在不加入控制變量的情況下商譽減值（Vgwimp）對企業價值（Vroa）的回歸系數為-0.726 4，且在1%水平上顯著。表4 第2 列中，加入控制變量且控制時間效應，主變量商譽減值（Vgwimp）對企業價值（Vroa）的回歸系數為-0.702 0，且在1%水平上顯著；商譽減值（Vgwimp）對控制變量的效應均在1%的水平上顯著。在表4 的第3 列中，加入控制變量并且控制了個體效應后，商譽減值（Vgwimp）對企業價值（Vroa）的回歸系數為-0.564 2，且在1%水平上顯著，商譽減值（Vgwimp）對控制變量的影響均在1%水平上顯著。在表4 第4 列中，在同時控制時間效應和個體效應之后，商譽減值（Vgwimp）對企業價值（Vroa）的回歸系數為-0.600 1，且在1%水平上顯著。綜上所述，在表4 的4 個回歸結果中，商譽減值（Vgwimp）與企業價值（Vroa）都在1%的水平上呈顯著負相關關系。具體來看，商譽減值會降低資產的超額盈利能力，引起企業凈利潤下降，并向投資者傳遞企業并購協同效應的下降以及企業未來發展能力下降等負面信息，引起投資者的消極態度，降低企業股票的流動性，從而降低企業價值。據此，本文分析結果支持假設H1，商譽減值對企業價值產生顯著負面效應。

4.3.2 調節變量回歸分析

為驗證本文研究假設2，即機構持股的調節作用，本文對機構持股與商譽減值的交乘項進行回歸。回歸結果如表5 第1 列所示，機構持股與商譽減值交乘項（Vins*Vgwimp）回歸系數為-0.028 5，且在1%的水平上顯著，表明機構持股會增強商譽減值對于企業價值帶來的負面效應。具體來看，雖然機構持股在國外發揮“積極外部治理效應”，但由于機構持股引入國內時間不長，體制不夠完善，所以機構持股會為了自身短期利益，與管理層合謀進行盈余管理、降低企業創新投入、發揮羊群效應加速股票崩盤風險，從而加劇企業商譽減值風險，使企業價值下降。據此，分析結果驗證了研究假設H2，機構持股比例會強化商譽減值對企業價值帶來的負面效應。

表5 調節變量回歸結果Table 5 Regression results of moderating variables

為驗證假設3，對內部控制質量與商譽減值的交乘項進行回歸。回歸結果如表5 第2 列所示，內部控制質量與商譽減值交乘項（Vgwimp*Vic）的回歸系數為0.073 0，在1%的水平上顯著，表明內部控制質量（Vic）削弱了商譽減值對于企業價值（Vroa）帶來的負面效應。具體來說，內部控制質量可以發揮制約作用，企業內部控制質量具有明確合理的分工制度和嚴格的審批制度，可有效制約管理層盈余管理行為，提升企業經營效率和企業盈利能力。其次，內部控制質量基于風險管控制度，在并購時對標的公司的考量更嚴格謹慎，產生的商譽和后期計提商譽減值帶來的風險更低，可有效降低風險管控成本，提升企業價值。據此，本文分析結果支持假設H3，即內部控制質量會削弱商譽減值對企業價值帶來的負面效應。

4.4 穩健性檢驗

為保證結論可靠，從以下3 方面進行穩健性檢驗。

首先，對于內生性問題，商譽減值可能與企業價值存在雙向影響關系，借鑒田新民等[30]的研究選擇同行業內商譽減值的均值（Viv）作為商譽減值的工具變量，運用工具變量法進行估計，回歸結果如表6所示。

在第1 列中，商譽減值工具變量（Viv）的回歸系數為0.020 6，在1%的水平下顯著，說明工具變量與商譽減值顯著相關。在第（2）列中，主變量商譽減值（Vgwimp）對企業價值（Vroa）的回歸系數為-0.329 3，且在1%水平上顯著，與基準回歸結果一致，說明原結論穩健性較好。

其次，企業價值存在多種衡量標準，本文采用托賓Q值替換被解釋變量重新對其進行回歸，該指標數值若小于0，則表明回歸結果穩定。替換被解釋變量的回歸結果見表7 的回歸（1），商譽減值（Vgwimp）的系數為-0.981 0，且在1%的水平上顯著，系數與基準回歸結果相近且通過顯著性檢驗，表明在替換被解釋變量之后，商譽減值依舊對企業價值呈顯著的負向關系，回歸結果通過穩健性檢驗。

表7 替換被解釋變量回歸結果Table 7 Regression results of substituted explained variables

最后，調節變量機構持股通常分為主動型持股和被動型持股，為了檢驗持股類型的不同是否會影響本文結論，本文參考D. M. Tran 等[31]的研究，將原樣本剔除了以被動性交易為主的機構持股，以原模型再次進行回歸，結論如表8 所示。

表8 改變樣本及替換調節變量回歸結果Table 8 Regression results of changed samples and replaced adjusting variables

如表8 第1 列所示，調節變量（Vins*Vgwimp）的系數為-0.033 9，且在1%的水平上顯著，系數與前面調節變量回歸結果相近且通過顯著性檢驗，表明在剔除被動性交易為主的機構持股之后，回歸結果通過穩健性檢驗。為保證內部控制質量結果穩健，本文使用內部控制質量重大缺陷（DEF）替換原變量進行再次回歸。該變量為虛擬變量，當上市公司內部控制質量不存在缺陷時，賦值為1，否則為0。由于替換變量可觀測數據多，所以樣本容量較原回歸變多。結果如表8 第2 列所示，調節變量（Vgwimp*Vic）的回歸系數為0.102，且在1%的水平下顯著，系數與前面的調節變量回歸結果相近且通過顯著性檢驗，表明內部控制質量會削弱商譽減值對企業價值帶來的負面效應，回歸結果通過穩健性檢驗。

5 研究結論與建議

5.1 研究結論

我國會計準則于2007 年規定商譽的后續計量方法為每年年末進行減值測試，而減值測試通常存在較強主觀判斷，給管理層盈余操縱提供了機會。本文首先探討了商譽減值對企業價值的影響，其次從機構持股和企業內部控制質量角度，研究其是否會對商譽減值與企業價值關系產生影響。課題組通過實證檢驗，得出以下結論：

1）商譽減值會給企業價值帶來負面效應。通過本文回歸結果可得，商譽減值對企業價值存在顯著負向影響。我國會計準則規定，商譽一旦計提減值未來任何情況不得轉回，這表示溢價并購時的資產已無法對企業帶來超額收益，這會讓投資者對該企業未來整體發展能力產生消極態度，引起企業價值下降。

2）機構持股會增強商譽減值對于企業價值帶來的負面效應。通過本文進一步分析，本文支持利益沖突假說，即機構持股可能存在短視行為，基于自身短期利益與管理層合謀，加大股市崩盤危機，加劇商譽減值風險，進而損害公司利益。

3）企業的內部控制質量治理作用會削弱商譽減值對于企業價值帶來的負面效應。內部控制質量一方面可以提高企業資產運行效率與企業產品質量；另一方面內部控制質量可以在一定程度上抑制外部不可控因素的沖擊，降低部分風險，從而抑制商譽減值對企業價值帶來的負面影響。

5.2 研究建議

基于上述結論，本文提出以下建議。

首先，商譽減值給企業價值帶來的負面效應。如何減少這種負面效應，政府和企業都需要采取一定的措施。從政府的角度來說，政府可以制定相關政策引導企業進行理性并購，并重點關注企業是否存在盈余管理，加強對商譽減值合規性的披露；從企業的角度來說，管理者應保持謹小慎微的并購態度，在了解并購方案涉及的所有細節后，考量標的公司創造的價值是否與其溢價相匹配，從源頭上縮小公司并購時產生的商譽，進行真正的價值并購。

其次，本文的實證結果支持機構投資者會強化商譽減值對企業價值帶來的負面效應。因此，在監管者層面，監管者需加強對機構投資者的教育和引導，避免因機構投資者短視或投機行為引起市場波動破壞其穩定性，應當引導機構投資者發揮“積極”外部治理作用。在上市公司層面，上市公司應該避免盲目定向增發股票，應根據企業實際發展情況進行融資，積極引入戰略性投資，這樣才有利于引導機構投資者發揮“正面”外部治理效應。

最后，本文的實證結果認為，內部控制質量可以降低商譽減值對企業價值的負面效應。因此，企業應該強化內部控制質量控制，應更加重視內部控制質量指標的構建，加大內部治理結構建設，防范管理層利用優勢進行信息管理，從根本上杜絕盈余管理的可能性。外、內部雙向共同治理，可以使商譽減值信息能夠真正體現在企業價值中，減少對股東等利益相關者的侵害。

綜上所述，本文運用2015—2020 年A 股上市公司的數據，檢驗了商譽減值對企業價值的影響，并驗證了機構持股和企業內部控制質量的調節效應。但是本文還存在局限，后續研究可以在以下方面進行拓展：第一，本研究的是商譽減值對企業價值的影響，而企業價值包括內在價值（例如經營現金流）與市場價值兩方面，本文研究涉及內容存在局限，未來還可以更全面地考慮企業價值的衡量。第二，本文對于機構投資者持股和內部控制質量只做了調節效應檢驗，商譽減值與企業價值之間是否還存在中介效應？這是未來需要進一步探討的問題。第三，本文選擇A股上市公司為樣本，未來研究還可以擴大樣本范圍，以更全面、深入地分析商譽減值對企業價值產生的效應是否存在差異。