商譽(yù)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(yù)“暴雷”現(xiàn)象在我國資本市場常有發(fā)生，特別是處于高成長階段的上市公司，其經(jīng)常高溢價(jià)并購其他非上市公司，由于標(biāo)的公司處于新興行業(yè)，估值經(jīng)常不準(zhǔn)確而且容易被高估，導(dǎo)致很多并購交易的標(biāo)的公司最終都不能按照估值的期望實(shí)現(xiàn)盈利，進(jìn)而給上市公司帶來了大量的商譽(yù)及商譽(yù)減值。

由圖1可知，我國上市公司商譽(yù)減值數(shù)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(yù)減值數(shù)額飛速增長，2014年至2018年的商譽(yù)減值數(shù)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(yù)減值數(shù)額約為2016年的3倍，2018年商譽(yù)減值的數(shù)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(yù)減值數(shù)額達(dá)到數(shù)十億，如：2018年，上海萊士、萬達(dá)影院的商譽(yù)高達(dá)54億元和52億元，而華誼兄弟、利歐股份和宋城演藝的商譽(yù)數(shù)額也分別高達(dá)36億元、32億元和24億元。較高的商譽(yù)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(yù)減值與凈利潤的比例，2018年，我國創(chuàng)業(yè)板上市公司的商譽(yù)減值與凈利潤的比例高達(dá)180%，說明較高的商譽(yù)減值使得很多創(chuàng)業(yè)板上市公司處于巨額虧損狀態(tài)，如：2018年，聯(lián)建光電虧損28.88億元，而其商譽(yù)減值高達(dá)27.32億元；大洋電機(jī)虧損23.76億元，而其商譽(yù)減值高達(dá)24.19億元；聯(lián)創(chuàng)互聯(lián)虧損19.54億元，而其商譽(yù)減值高達(dá)20.71億元。

商譽(yù)及商譽(yù)減值近兩年成了學(xué)者、媒體、政府部門關(guān)注的熱點(diǎn)問題，那么，商譽(yù)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(yù)減值對公司長短期績效的影響，結(jié)果發(fā)現(xiàn)：商譽(yù)減值與我國公司短期績效顯著負(fù)相關(guān)，與公司長期績效顯著正相關(guān)。進(jìn)一步研究發(fā)現(xiàn)：當(dāng)公司的內(nèi)部治理水平越差時(shí)，商譽(yù)減值對公司短期績效的負(fù)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(jié)果在經(jīng)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(xiàn)有：第一，探討了商譽(yù)減值對公司長短期績效的影響，豐富了商譽(yù)減值經(jīng)濟(jì)后果的相關(guān)文獻(xiàn)。第二，將公司績效分為長期和短期，能夠更清晰地認(rèn)識商譽(yù)減值給公司績效帶來的影響，為上市公司、監(jiān)管部門、投資者的決策提供科學(xué)借鑒。

二、理論基礎(chǔ)與研究假設(shè)

本文擬從商譽(yù)減值相關(guān)文獻(xiàn)、公司績效影響因素的相關(guān)文獻(xiàn)和商譽(yù)減值對公司績效影響的相關(guān)文獻(xiàn)三個(gè)方面進(jìn)行文獻(xiàn)回顧。

關(guān)于商譽(yù)及商譽(yù)減值的相關(guān)文獻(xiàn)，主要從商譽(yù)減值的影響因素、經(jīng)濟(jì)后果、問題與對策等三個(gè)方面展開。胡凡和李科（2019）以2007-2017年上市公司為樣本，研究發(fā)現(xiàn)股價(jià)高估時(shí)實(shí)施并購，并購溢價(jià)更高，商譽(yù)減值的風(fēng)險(xiǎn)更高。劉愛明和黃媛媛（2019）以2012-2017年上市公司為樣本，研究發(fā)現(xiàn)董事會規(guī)模、獨(dú)立董事比例與商譽(yù)減值顯著正相關(guān)；審計(jì)師聲譽(yù)與商譽(yù)減值顯著負(fù)相關(guān)。韓宏穩(wěn)等（2019）以2008-2016年上市公司為樣本，研究發(fā)現(xiàn)商譽(yù)減值與股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)顯著正相關(guān)；信息不對稱程度較高時(shí)，商譽(yù)減值對股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)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(yù)的會計(jì)計(jì)量問題。徐經(jīng)長等（2017）以2008—2015年上市公司為樣本，研究發(fā)現(xiàn)商譽(yù)總額與債務(wù)融資成本顯著負(fù)相關(guān),商譽(yù)減值與債務(wù)融資成本顯著正相關(guān)。盧煜和曲曉輝（2016）以2007-2013年上市公司為樣本，研究發(fā)現(xiàn)有商譽(yù)減值的公司存在盈余平滑和“洗大澡”的動機(jī)，審計(jì)質(zhì)量和股權(quán)集中度對兩者之間的關(guān)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(fā)現(xiàn)商譽(yù)數(shù)額對高管薪酬具有顯著的正向作用。傅超等（2015）以2011-2013年創(chuàng)業(yè)板上市公司為樣本，研究發(fā)現(xiàn)“同伴效應(yīng)”是商譽(yù)數(shù)額的重要影響因素。

關(guān)于公司績效影響因素的相關(guān)文獻(xiàn)，已有文獻(xiàn)主要從公司特征、內(nèi)部治理、外部治理進(jìn)行了探討。李勇（2019）以2007-2017年房地產(chǎn)上市公司為樣本，研究認(rèn)為資產(chǎn)負(fù)債率與公司績效呈倒U形關(guān)系，股權(quán)集中度與公司績效顯著正相關(guān)。徐琳等（2018）研究認(rèn)為互聯(lián)網(wǎng)企業(yè)創(chuàng)始人持股比例與公司績效顯著正相關(guān)。付興梅（2019）以2013-2017年上市公司為樣本，研究發(fā)現(xiàn)是否有女性董事與公司績效顯著正相關(guān)，女性董事比例與公司績效呈倒U形關(guān)系。丁楠和李文濤（2015）以2010-2013年上市公司為樣本，研究發(fā)現(xiàn)是否有QFII持股與公司績效顯著正相關(guān)，QFII持股比例與公司績效顯著正相關(guān)。李常青和賴建清（2004）研究發(fā)現(xiàn)董事會規(guī)模與每股收益顯著負(fù)相關(guān)，與權(quán)益凈利率顯著正相關(guān)；獨(dú)立董事比例與公司績效顯著負(fù)相關(guān)。肖作平（2005）通過聯(lián)立方程，研究發(fā)現(xiàn)財(cái)務(wù)杠桿與公司績效顯著負(fù)相關(guān)，第一大股東持股比例與公司績效呈倒U形關(guān)系。但鮮有文獻(xiàn)探討商譽(yù)減值如何影響公司績效。

圖1 2007-2018年我國上市公司商譽(yù)減值統(tǒng)計(jì)（單位：億元）

圖2 2015-2018年我國主板、創(chuàng)業(yè)板、中小板上市公司商譽(yù)減值與凈利潤的比例

表1 變量說明與定義

那么商譽(yù)減值如何影響公司績效呢？目前商譽(yù)減值的研究主要集中在三個(gè)方面：商譽(yù)減值的影響因素、經(jīng)濟(jì)后果及商譽(yù)減值計(jì)提存在的問題與對策。Gu和Lev（2011）研究認(rèn)為被并購公司盈利預(yù)期達(dá)不到合同中約定的盈利時(shí)，會產(chǎn)生商譽(yù)減值風(fēng)險(xiǎn)，進(jìn)而影響公司當(dāng)年的業(yè)績。盧煜和曲曉輝（2016）認(rèn)為由于商譽(yù)不需要每年都計(jì)提折舊，但每年需要進(jìn)行減值測試后計(jì)提商譽(yù)減值，由于減值測試存在主觀判斷，導(dǎo)致每年是否進(jìn)行商譽(yù)計(jì)提以及商譽(yù)計(jì)提數(shù)額存在較大的不確定性，會直接影響當(dāng)年的財(cái)務(wù)績效。王秀麗（2015）研究發(fā)現(xiàn)高管持股比例與商譽(yù)減值顯著相關(guān)，經(jīng)濟(jì)因素不會影響商譽(yù)減值。吳虹雁和劉強(qiáng)（2014）研究認(rèn)為新會計(jì)準(zhǔn)則降低了信息不對稱，其商譽(yù)減值數(shù)額比舊會計(jì)準(zhǔn)則時(shí)期更高。商譽(yù)數(shù)額取決于被并購公司被高估的數(shù)額，也是商譽(yù)減值的上限。而每年商譽(yù)減值計(jì)提數(shù)額取決于商譽(yù)減值測試的結(jié)果，具有較大的不確定性和操縱空間，因而會對公司績效產(chǎn)生影響。由于當(dāng)年計(jì)提較大的商譽(yù)減值會負(fù)向影響公司當(dāng)年的績效，但隨著商譽(yù)減值一次性計(jì)提后，公司后面將不存在商譽(yù)減值的風(fēng)險(xiǎn)，因而公司業(yè)績往往會逐步反彈。綜上所述，本文提出如下假設(shè)：

H1：其他條件不變時(shí)，商譽(yù)減值與公司短期績效顯著負(fù)相關(guān)，與長期績效顯著正相關(guān)，即U形。

三、模型設(shè)定與變量定義

（一）模型設(shè)定

為了驗(yàn)證本文假設(shè)H1，建立以下模型：

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

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(cái)務(wù)特征等方面與其他上市公司差異較大；其次，刪除變量數(shù)值缺失的樣本。最后得到14826個(gè)公司--年度樣本。本文所有數(shù)據(jù)均來自于國泰安數(shù)據(jù)庫。

表2 描述性統(tǒng)計(jì)分析

表3 變量Pearson和Spearman相關(guān)關(guān)系

表4 隨機(jī)效應(yīng)和固定效應(yīng)模型回歸結(jié)果

（二）變量定義

（1）公司績效

根據(jù)已有研究，本文用總資產(chǎn)收益率（ROA）衡量公司績效。在穩(wěn)健性檢驗(yàn)中，因變量采用凈資產(chǎn)收益率（ROE）進(jìn)行替代。

（2）商譽(yù)減值

本文擬采用商譽(yù)減值的自然對數(shù)來衡量商譽(yù)減值（GW）。

（3）控制變量

根據(jù)已有文獻(xiàn)，本文還對第一大股東持股比例（BHP）、公司規(guī)模（SIZE）、資產(chǎn)負(fù)債率（DEBT）、機(jī)構(gòu)投資者持股比例（IHP）、董事會規(guī)模（BOAR）、獨(dú)立董事比例（IBP）、年度（YEAR）和行業(yè)（IND）進(jìn)行控制，具體見表1。

（三）變量的描述性統(tǒng)計(jì)

表2是本文主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)分析結(jié)果?？傎Y產(chǎn)回報(bào)率ROA的均值為0.029，標(biāo)準(zhǔn)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(chǎn)回報(bào)率ROE的均值為0.048，標(biāo)準(zhǔn)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(yù)減值GW的均值為0.418，標(biāo)準(zhǔn)差為0.206，最大最小值為1和0 ，說明樣本中各公司商譽(yù)減值比例約為41.8%，各公司的商譽(yù)減值差異較大。股權(quán)集中度的均值為0.372，標(biāo)準(zhǔn)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(quán)集中度較高。獨(dú)立董事比例IBP的均值為0.382，標(biāo)準(zhǔn)差為0.382，最大最小值分別為0.557和0.306，基本符合政策規(guī)定的1/3。其他變量的均值及統(tǒng)計(jì)量都在合理范圍之內(nèi)。

四、實(shí)證結(jié)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(guān)關(guān)系

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

（二）面板回歸分析

面板隨機(jī)效應(yīng)和固定效應(yīng)的回歸結(jié)構(gòu)如表4。第（1）列是面板隨機(jī)效應(yīng)的回歸分析，結(jié)果顯示：ROA與GW在0.01水平上顯著負(fù)相關(guān)，與GW2在0.01水平上顯著正相關(guān)，表明ROA與商譽(yù)減值呈U形關(guān)系，支持假設(shè)H1。第（2）列是面板固定效應(yīng)的回歸分析，結(jié)果顯示：ROA與GW在0.01水平上顯著負(fù)相關(guān)，與GW2在0.01水平上顯著正相關(guān)，表明ROA與商譽(yù)減值呈U形關(guān)系，支持假設(shè)H1。

控制變量中，股權(quán)集中度、公司規(guī)模至少在0.05水平上與公司業(yè)績顯著負(fù)相關(guān)。而資產(chǎn)負(fù)債率、機(jī)構(gòu)投資者持股比例、董事會規(guī)模和獨(dú)立董事比例至少在0.05水平上與公司績效顯著正相關(guān)。

五、穩(wěn)健性檢驗(yàn)

（一）自變量或因變量替代

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

表5中第（3）列和第（4）列是因變量替代的回歸結(jié)果，本文用ROE作為ROA的替代變量。第（3）列是面板隨機(jī)效應(yīng)的回歸分析，結(jié)果顯示ROE與GW在0.01水平上顯著負(fù)相關(guān)，與GW2在0.01水平上顯著正相關(guān)，表明ROE與GW呈U形關(guān)系，支持假設(shè)H1。第（2）列是面板固定效應(yīng)的回歸分析，結(jié)果顯示ROE與GW在0.01水平上顯著負(fù)相關(guān)，與GW2在0.01水平上顯著正相關(guān)，表明ROE與GW呈U形關(guān)系，支持假設(shè)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(gè)體和年度兩個(gè)維度的聚類）對模型進(jìn)行重新檢驗(yàn)（沈華玉等，2017），結(jié)果見表6，表明商譽(yù)減值與審計(jì)定價(jià)在0.05水平上顯著正相關(guān)，支持H1。

六、研究結(jié)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(yù)減值對公司長短期績效的影響，結(jié)果發(fā)現(xiàn)：商譽(yù)減值與我國上市公司短期績效顯著負(fù)相關(guān)，與公司長期績效顯著正相關(guān)，即U形。進(jìn)一步研究發(fā)現(xiàn)：當(dāng)公司的內(nèi)部治理水平越差時(shí)，商譽(yù)減值對公司短期績效的負(fù)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(jié)果在經(jīng)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(yù)減值對公司績效的影響，研究啟示如下：第一，商譽(yù)減值近來是理論界和實(shí)踐界關(guān)注的熱點(diǎn)話題，本文研究發(fā)現(xiàn)商譽(yù)減值與公司業(yè)績呈U形關(guān)系，即先降低后升高。說明商譽(yù)減值短期負(fù)向影響公司業(yè)績，長期正向影響公司業(yè)績。管理層應(yīng)該采取一定的措施預(yù)防商譽(yù)減值帶來的短期績效的波動，如：在標(biāo)的公司評估價(jià)值處于低谷時(shí)進(jìn)行并購等。第二，本文研究發(fā)現(xiàn)商譽(yù)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(guān)研究提供新的思路和新視角。