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    商譽(yù)、信息不對(duì)稱(chēng)與企業(yè)避稅

    2021-09-25 08:46:36許靜靜王寬亮
    關(guān)鍵詞:商譽(yù)檢驗(yàn)影響

    許靜靜 王寬亮

    (華東師范大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)部,上海 200333)

    一、引言

    受政策影響,2014年以來(lái),我國(guó)并購(gòu)重組事件呈爆發(fā)式增長(zhǎng),其中高估值、高業(yè)績(jī)承諾的“雙高”現(xiàn)象推動(dòng)A股市場(chǎng)商譽(yù)總額一路攀升(高榴和袁詩(shī)淼,2017)[17]。根據(jù)國(guó)泰安數(shù)據(jù)的統(tǒng)計(jì),我國(guó)A股市場(chǎng)的商譽(yù)總額在2016年首次突破萬(wàn)億元大關(guān),且在隨后幾年一直維持在1.3萬(wàn)億元左右。巨額商譽(yù)意味著未來(lái)可能發(fā)生巨額減值而使企業(yè)面臨風(fēng)險(xiǎn),因此,商譽(yù)及其減值的經(jīng)濟(jì)后果引起了學(xué)者們的廣泛關(guān)注(Bens et al.,2011;Li and Sloan,2017;楊威等,2018;張新民和祝繼高,2019;孫瑞澤,2020)[2][7][26][29][23]。在此背景下,本文關(guān)注商譽(yù)及商譽(yù)減值對(duì)企業(yè)避稅行為的影響。

    企業(yè)避稅被認(rèn)為是一種稅收籌劃戰(zhàn)略,它既包括稅法基礎(chǔ)下的合法抵扣,也包含基于機(jī)會(huì)主義動(dòng)機(jī)的非法抵扣。避稅雖然降低了企業(yè)現(xiàn)金流的支出,但卻帶來(lái)了國(guó)家和企業(yè)之間、股東與管理層之間的利益沖突(Crocker and Slemrod,2005)[5],且對(duì)企業(yè)自身也存在諸多不利影響(汪猛和徐經(jīng)長(zhǎng),2016;代彬等,2016)[24][14]?,F(xiàn)有文獻(xiàn)表明,監(jiān)督缺失下的管理層自利行為(范子英和田彬彬,2013;陳駿和徐玉德,2015;代彬等,2016)[15][12][14]和信息不對(duì)稱(chēng)(蔡宏標(biāo)和饒品貴,2015)[11]是促使企業(yè)避稅的兩大主要因素。而商譽(yù)在其產(chǎn)生及后續(xù)的會(huì)計(jì)處理中堆積了大量的信息不對(duì)稱(chēng)(傅超等,2015;謝紀(jì)剛和張秋生,2013)[16][25],這種信息不對(duì)稱(chēng)加大了外部人識(shí)別企業(yè)非常規(guī)交易、對(duì)相關(guān)信息進(jìn)行解讀及監(jiān)管的難度,從而為企業(yè)避稅提供了機(jī)會(huì)及掩護(hù),使得高商譽(yù)企業(yè)有著更高的避稅程度;后續(xù)的計(jì)提商譽(yù)減值則是緩解了商譽(yù)中的信息不對(duì)稱(chēng),對(duì)企業(yè)避稅產(chǎn)生抑制作用。

    本文的研究貢獻(xiàn)主要有以下三個(gè)方面:(1)證明了商譽(yù)對(duì)避稅產(chǎn)生影響的一個(gè)重要機(jī)制在于商譽(yù)數(shù)據(jù)中積累了大量信息不對(duì)稱(chēng),這一結(jié)果為理解商譽(yù)負(fù)面經(jīng)濟(jì)后果及商譽(yù)治理提供了思路。超額商譽(yù)對(duì)企業(yè)及市場(chǎng)都有負(fù)面影響,在既有的達(dá)萬(wàn)億元規(guī)模的A股企業(yè)商譽(yù)背景下,如何治理商譽(yù)是監(jiān)管層所關(guān)注的。本文的結(jié)論表明,在現(xiàn)有準(zhǔn)則背景下,應(yīng)當(dāng)加大對(duì)高商譽(yù)企業(yè)相關(guān)信息披露的要求,對(duì)商譽(yù)的產(chǎn)生及其后續(xù)處理的全過(guò)程信息披露加強(qiáng)監(jiān)管,提高相關(guān)信息透明度,降低內(nèi)外部的信息不對(duì)稱(chēng)。(2)與以往文獻(xiàn)大多認(rèn)為商譽(yù)減值是企業(yè)進(jìn)行“洗大澡”等盈余管理行為的手段(Bens et al.,2011;Li and Sloan,2017)[2][7]不同,發(fā)現(xiàn)了商譽(yù)減值同時(shí)也可以緩解商譽(yù)所導(dǎo)致的信息不對(duì)稱(chēng),幫助外界了解被并購(gòu)標(biāo)的產(chǎn)生超額經(jīng)濟(jì)利益能力的下滑及協(xié)同效應(yīng)減弱的情況,從而有助于外界對(duì)企業(yè)進(jìn)行恰當(dāng)評(píng)估、降低商譽(yù)風(fēng)險(xiǎn),體現(xiàn)了商譽(yù)減值的積極面,說(shuō)明了促使企業(yè)適時(shí)減值的必要性及重要性。(3)以企業(yè)避稅為切入點(diǎn),為現(xiàn)行會(huì)計(jì)處理下的商譽(yù)所導(dǎo)致的負(fù)面經(jīng)濟(jì)后果提供了新證據(jù),豐富了有關(guān)商譽(yù)的研究,同時(shí)也豐富了企業(yè)避稅領(lǐng)域的研究。

    二、文獻(xiàn)回顧與假設(shè)提出

    (一)文獻(xiàn)回顧

    在關(guān)于“商譽(yù)”的相關(guān)研究中,針對(duì)其經(jīng)濟(jì)后果的探討相對(duì)較多,且大多數(shù)文獻(xiàn)都指出高額商譽(yù)所帶來(lái)的負(fù)面效應(yīng),如張新民和祝繼高(2019)[29]、鄭海英等(2014)[31]均發(fā)現(xiàn),高額商譽(yù)將導(dǎo)致企業(yè)市場(chǎng)價(jià)值和長(zhǎng)期業(yè)績(jī)下降。周澤將等(2019)[32]研究發(fā)現(xiàn),企業(yè)商譽(yù)增加了經(jīng)營(yíng)的不確定性,而這種不確定同樣反映在市場(chǎng)表現(xiàn)上(楊威等,2018)[26]。鄭春美和李曉(2018)[30]、葉建芳等(2016)[27]均發(fā)現(xiàn)擁有大額商譽(yù)的企業(yè)增加了審計(jì)的不確定性與審計(jì)風(fēng)險(xiǎn),使得被審計(jì)單位需要承擔(dān)更多的審計(jì)費(fèi)用。在會(huì)計(jì)處理上,準(zhǔn)則要求企業(yè)每年對(duì)商譽(yù)做減值測(cè)試,當(dāng)有減值跡象時(shí),應(yīng)當(dāng)對(duì)其進(jìn)行及時(shí)減值。然而,企業(yè)計(jì)提商譽(yù)減值容易引發(fā)市場(chǎng)的向下反應(yīng)(Bens et al.,2011)[2],如韓宏穩(wěn)等(2019)[18]發(fā)現(xiàn)商譽(yù)減值對(duì)股價(jià)崩盤(pán)風(fēng)險(xiǎn)具有顯著正向影響。有研究認(rèn)為,企業(yè)在商譽(yù)減值決策中擁有絕對(duì)的自由裁量權(quán),導(dǎo)致商譽(yù)減值中存在較多盈余管理的因素,這些盈余管理動(dòng)機(jī)主要來(lái)源于政治壓力(Ramanna,2008)[9]和管理層機(jī)會(huì)主義(Ayres et al.,2019)[1],表現(xiàn)為管理層為了達(dá)到“洗大澡”、收入平滑、避免損失報(bào)告等目的而擇機(jī)進(jìn)行減值(Choi and Nam,2020)[4],因而導(dǎo)致對(duì)商譽(yù)減值的計(jì)提往往不及時(shí)(Li and Sloan,2017)[7]。針對(duì)高商譽(yù)及其減值帶來(lái)的問(wèn)題,有些學(xué)者從監(jiān)管角度入手,提供了一些應(yīng)對(duì)策略(任雅萍,2018;孫瑞澤,2020)[22][23]。

    由現(xiàn)有文獻(xiàn)可以看出,商譽(yù)對(duì)企業(yè)造成了很多負(fù)面影響,這主要是由于商譽(yù)在確認(rèn)、計(jì)量及后續(xù)處理中所帶來(lái)的信息不對(duì)稱(chēng)與管理者所擁有的自由裁量權(quán)。商譽(yù)中累積的信息不對(duì)稱(chēng)為避稅提供了機(jī)會(huì),從而使得商譽(yù)對(duì)企業(yè)避稅行為產(chǎn)生影響。

    (二)研究假設(shè)

    企業(yè)擁有的巨額商譽(yù)與會(huì)計(jì)信息不對(duì)稱(chēng)密切相關(guān)(傅超等,2015;謝紀(jì)剛和張秋生,2013)[16][25],這種信息不對(duì)稱(chēng)來(lái)自于商譽(yù)的產(chǎn)生以及后續(xù)處理的全過(guò)程。

    首先,從商譽(yù)的產(chǎn)生看,企業(yè)在合并過(guò)程中產(chǎn)生的商譽(yù)是否真實(shí)地反映了應(yīng)當(dāng)支付的溢價(jià),本身就存疑。一方面,合理的商譽(yù)包括被并購(gòu)標(biāo)的未來(lái)產(chǎn)生的超額經(jīng)濟(jì)利益,以及協(xié)同效應(yīng)帶來(lái)的價(jià)值。然而,商譽(yù)也可能包括過(guò)度支付部分,如管理層的過(guò)度自信(李丹蒙等,2018)[19]、自身利益等因素都會(huì)促使其支付過(guò)高的對(duì)價(jià),這些因素與動(dòng)機(jī)并不能完全體現(xiàn)在商譽(yù)的會(huì)計(jì)計(jì)量和報(bào)告中,導(dǎo)致外部人對(duì)于賬面商譽(yù)的“信息含量”了解不足。另一方面,企業(yè)在商譽(yù)后續(xù)的減值決策上擁有較大自主裁量權(quán),使得商譽(yù)數(shù)據(jù)及報(bào)表盈余數(shù)據(jù)失真,會(huì)計(jì)信息質(zhì)量下降,外部人難以利用會(huì)計(jì)信息對(duì)企業(yè)進(jìn)行恰當(dāng)評(píng)估。鄭春美和李曉(2018)[30]、葉建芳等(2016)[27]的研究都證明了企業(yè)擁有巨額商譽(yù)會(huì)增加會(huì)計(jì)信息不對(duì)稱(chēng),而這種信息不對(duì)稱(chēng)剛好為企業(yè)避稅行為提供了“掩護(hù)”(蔡宏標(biāo)和饒品貴,2015)[11],因?yàn)楸芏愋枰扇?fù)雜且不透明的交易(葉康濤和劉行,2014)[28],同時(shí)也需要不透明的信息來(lái)規(guī)避外界對(duì)企業(yè)業(yè)務(wù)的解讀及稅收部門(mén)的監(jiān)管(Chen and Chu,2005)[3]。商譽(yù)導(dǎo)致的信息不對(duì)稱(chēng)又會(huì)影響企業(yè)避稅行為。巨額商譽(yù)來(lái)源于高溢價(jià)并購(gòu),這些并購(gòu)?fù)殡S著被并購(gòu)企業(yè)的高業(yè)績(jī)承諾。為了達(dá)到業(yè)績(jī)承諾,被并購(gòu)企業(yè)大多會(huì)進(jìn)行一定程度的業(yè)績(jī)操控以避免因未達(dá)業(yè)績(jī)承諾而進(jìn)行補(bǔ)償。這就意味著高商譽(yù)企業(yè)的報(bào)表數(shù)據(jù)“水分”往往較大,會(huì)計(jì)信息質(zhì)量較低,為企業(yè)設(shè)計(jì)復(fù)雜且不透明的交易來(lái)進(jìn)行避稅行為提供了動(dòng)機(jī)與便利。

    其次,從商譽(yù)的后續(xù)處理看,由于準(zhǔn)則賦予了企業(yè)在商譽(yù)減值上的自由裁量權(quán),企業(yè)在是否減值、減值金額上彈性較大,這導(dǎo)致盈余數(shù)據(jù)不夠真實(shí)客觀,企業(yè)的會(huì)計(jì)信息可比性較差,進(jìn)而加大了外界識(shí)別公司非常規(guī)業(yè)務(wù)及對(duì)企業(yè)信息進(jìn)行解讀的難度,為其避稅活動(dòng)提供了掩護(hù)(李青原和王露萌,2019)[20]。因此,商譽(yù)在產(chǎn)生及后續(xù)處理全過(guò)程中累積的信息不對(duì)稱(chēng),加大了外部人及監(jiān)管方對(duì)企業(yè)業(yè)務(wù)的識(shí)別及判斷難度,降低了避稅成本,為企業(yè)實(shí)施避稅行為提供了便利。綜上所述,本文提出以下假設(shè):

    H1:商譽(yù)與企業(yè)避稅程度正相關(guān),即商譽(yù)金額越大,企業(yè)避稅程度越高。

    基于均值回歸效應(yīng),超額回報(bào)能力、協(xié)同效應(yīng)都不會(huì)一直持續(xù)下去,當(dāng)被并購(gòu)方產(chǎn)生經(jīng)濟(jì)利益的能力下滑,或者是協(xié)同效應(yīng)減弱,并購(gòu)企業(yè)都應(yīng)該計(jì)提商譽(yù)減值。然而,作為商譽(yù)唯一的后續(xù)處理方式,“減值”決策的話(huà)語(yǔ)權(quán)被賦予了企業(yè),這就導(dǎo)致了企業(yè)在減值決策上可能出現(xiàn)機(jī)會(huì)主義傾向。在這種情況下,就算被并購(gòu)方產(chǎn)生經(jīng)濟(jì)利益的能力已經(jīng)出現(xiàn)下滑跡象,或者是協(xié)同效應(yīng)減弱甚至消失,只要并購(gòu)方利用在減值決策上的話(huà)語(yǔ)權(quán)不計(jì)提減值,外部人就無(wú)從知曉這一事實(shí)。

    這種信息不對(duì)稱(chēng)將隨著企業(yè)計(jì)提商譽(yù)減值而得到緩解。如果企業(yè)計(jì)提了商譽(yù)減值,則相當(dāng)于企業(yè)拿掉了“遮羞布”,主動(dòng)把真相公布于眾。雖然這其中也可能伴隨企業(yè)“洗大澡”的機(jī)會(huì)主義行為,但可以肯定的是,外部人能夠通過(guò)減值了解到商譽(yù)價(jià)值在發(fā)生毀損,并購(gòu)標(biāo)的產(chǎn)生超額回報(bào)的能力在下滑、協(xié)同效應(yīng)在減弱,從而使得商譽(yù)數(shù)據(jù)上的“信息不對(duì)稱(chēng)”得以緩解,商譽(yù)數(shù)據(jù)更加真實(shí)客觀。因此,本文認(rèn)為商譽(yù)減值會(huì)緩解商譽(yù)中的“信息不對(duì)稱(chēng)”,從而使得企業(yè)避稅行為失去了天然“避風(fēng)港”而變得更加困難?;诖?,本文提出以下假設(shè):

    H2:商譽(yù)減值與企業(yè)避稅負(fù)相關(guān),即計(jì)提商譽(yù)減值能夠抑制企業(yè)避稅。

    三、研究設(shè)計(jì)

    (一)模型與變量

    參考Desai and Dharmapala(2006)[6]、蔡宏標(biāo)和饒品貴(2015)[11],本文用以下模型(1)進(jìn)行多元回歸檢驗(yàn):

    1.被解釋變量

    模型(1)的被解釋變量為企業(yè)的避稅程度,參考Desai and Dharmapala(2006)[6]的方法,本文利用模型(2)構(gòu)建指標(biāo)DDBTD:

    其中,BTD為會(huì)計(jì)-稅收差異,其算法為利潤(rùn)總額與應(yīng)納稅所得額之差除以期初總資產(chǎn),應(yīng)納稅所得額的計(jì)算方式為所得稅費(fèi)用與遞延所得稅費(fèi)用之差與名義稅率的比值。TACC為當(dāng)年應(yīng)計(jì)項(xiàng)目總額,等于凈利潤(rùn)與經(jīng)營(yíng)活動(dòng)產(chǎn)生的凈現(xiàn)金流的差額與總資產(chǎn)的比值。模型(2)中的μi被認(rèn)為是企業(yè)稅負(fù)差異中不隨時(shí)間變化的部分,具有固定特征,而εi,t則代表企業(yè)稅負(fù)差異中變動(dòng)差異部分,而DDBTD就是該兩部分之和,代表會(huì)計(jì)-稅收差異(BTD)中不能為應(yīng)計(jì)項(xiàng)目所解釋的兩部分,即:

    該變量數(shù)值越大,表示企業(yè)的避稅程度越大。

    2.解釋變量

    假設(shè)1的主解釋變量為期末商譽(yù)(Goodwill),計(jì)算方式為企業(yè)期末商譽(yù)凈額與企業(yè)總資產(chǎn)的比值;假設(shè)2的主解釋變量為商譽(yù)減值(GW_imp),計(jì)算方式為當(dāng)年計(jì)提的商譽(yù)減值與總資產(chǎn)的比值。

    3.控制變量

    參考陳作華和方紅星(2018)[13]、范子英和田彬彬(2013)[15]、陳駿和徐玉德(2015)[12]、代彬等(2016)[14],本文加入了企業(yè)基本面信息、治理結(jié)構(gòu)、內(nèi)外部監(jiān)督環(huán)境等層面的控制變量,具體包括:企業(yè)規(guī)模(Size)、固定資產(chǎn)比重(Fix)、資產(chǎn)負(fù)債率(Lev)、總資產(chǎn)收益率(Roa)、企業(yè)成長(zhǎng)能力(Grow)、無(wú)形資本密集度(Intan)、期間費(fèi)用率(Sale)、當(dāng)年是否虧損(Nol)、存貨密集度(Inv)、高管性別(Tmtg)、高管年齡(Tmta)、股權(quán)集中度(First)、股權(quán)制衡度(Top2_10)、是否為國(guó)企(Soe)、是否經(jīng)過(guò)由中注協(xié)排名的全國(guó)前十大會(huì)計(jì)師事務(wù)所審計(jì)(Big10),以及年份(Year)和行業(yè)(Ind)虛擬變量。各變量的定義詳見(jiàn)表1。

    表1 變量定義

    (二)樣本數(shù)據(jù)

    我國(guó)的并購(gòu)熱潮自2014年開(kāi)始,因此,本文選取了2014―2019年我國(guó)A股上市公司樣本進(jìn)行檢驗(yàn)。本文按照以下順序?qū)颖具M(jìn)行了篩選:(1)剔除金融和保險(xiǎn)類(lèi)上市公司;(2)剔除ST、ST*、PT的上市公司;(3)剔除資產(chǎn)負(fù)債率大于1的企業(yè);(4)剔除了主要變量及控制變量缺失的樣本。最終,得到滿(mǎn)足商譽(yù)回歸的有效樣本量為8720,滿(mǎn)足商譽(yù)減值回歸的有效樣本量為3147。具體的樣本篩選過(guò)程見(jiàn)表2。數(shù)據(jù)來(lái)源于國(guó)泰安數(shù)據(jù)庫(kù)(CSMAR),為了減輕極端值的影響,本文在1%和99%分位進(jìn)行縮尾處理。本文所使用的統(tǒng)計(jì)軟件為STATA 15.0。

    表2 樣本選擇過(guò)程

    樣本的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果見(jiàn)表3。DDBTD的均值為-0.009,中位數(shù)為-0.003,這兩個(gè)指標(biāo)小于零,說(shuō)明我國(guó)允許扣除的項(xiàng)目較小或收入的確認(rèn)比較嚴(yán)格;Goodwill的均值為0.051,平均來(lái)看,企業(yè)商譽(yù)金額占資產(chǎn)總額約5%,但中位數(shù)為0.006,最大值為0.456,這表明均值受個(gè)別極端值影響較大;GW_imp的均值為0.012,中位數(shù)為0.000,這表明有超過(guò)半數(shù)企業(yè)在當(dāng)年未計(jì)提商譽(yù)減值??刂谱兞糠矫?,樣本中非國(guó)有企業(yè)占據(jù)多數(shù),大約有64%;大約58%的企業(yè)財(cái)務(wù)報(bào)表經(jīng)過(guò)了國(guó)內(nèi)前十大審計(jì),在樣本中占比相對(duì)較多。另外,公司第一大股東的平均持股比率達(dá)到約34%,顯示了大股東的控制力與企業(yè)的股權(quán)集中度;在管理層特征方面,男性高管占總體的約82%,高管平均年齡在49歲左右,這些管理層個(gè)人特征均會(huì)對(duì)其做出的決策產(chǎn)生影響。

    表3 變量描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

    四、實(shí)證結(jié)果與分析

    (一)回歸結(jié)果

    表4列示了商譽(yù)對(duì)企業(yè)避稅程度的影響結(jié)果,回歸(1)控制了公司基本面信息,回歸(2)加入了治理層面控制變量等。可以看到,在回歸(2)中,Goodwill的系數(shù)為0.020,且在1%水平下顯著,說(shuō)明商譽(yù)金額越大,企業(yè)避稅程度越高,支持了本文假設(shè)1,說(shuō)明商譽(yù)數(shù)據(jù)中積累的信息不對(duì)稱(chēng)為企業(yè)避稅創(chuàng)造了有利條件,使得高商譽(yù)企業(yè)表現(xiàn)出更高的避稅程度。

    表4 商譽(yù)對(duì)企業(yè)避稅影響的回歸結(jié)果

    假設(shè)2的回歸結(jié)果如表5所示,回歸(1)加入了公司基本面控制變量,回歸(2)繼續(xù)加入公司治理等其余控制變量??梢钥吹?,兩個(gè)回歸中商譽(yù)減值GW_imp的系數(shù)都顯著為負(fù),說(shuō)明商譽(yù)減值金額越大,企業(yè)避稅程度越低,這表明計(jì)提商譽(yù)減值能夠抑制企業(yè)避稅,支持了本文假設(shè)2。

    表5 商譽(yù)減值對(duì)企業(yè)避稅影響的回歸結(jié)果

    總的來(lái)說(shuō),表4、表5的回歸結(jié)果支持了本文的假設(shè),即商譽(yù)數(shù)據(jù)中積累了信息不對(duì)稱(chēng),為避稅提供了便利,而計(jì)提商譽(yù)減值則緩解了信息不對(duì)稱(chēng),從而能夠抑制企業(yè)避稅行為。

    (二)進(jìn)一步檢驗(yàn)

    1.基于“信息不對(duì)稱(chēng)”的機(jī)制檢驗(yàn)

    在進(jìn)一步檢驗(yàn)中,本文首先利用機(jī)制檢驗(yàn),探究商譽(yù)是否通過(guò)增加企業(yè)信息不對(duì)稱(chēng),為企業(yè)避稅行為提供掩護(hù);以及商譽(yù)減值是否通過(guò)緩解信息不對(duì)稱(chēng),繼而能夠?qū)ζ髽I(yè)避稅產(chǎn)生抑制作用。參考Lu et al.(2010)[8]的研究思路,本文利用企業(yè)信息透明度(Opacity)衡量信息不對(duì)稱(chēng),該指標(biāo)是上交所和深交所根據(jù)信息披露質(zhì)量和信息的獲取和傳播程度進(jìn)行的評(píng)級(jí)。本文將評(píng)級(jí)為“A”的企業(yè)賦值為1,非“A”類(lèi)企業(yè)為0。相對(duì)于其他衡量信息不對(duì)稱(chēng)的指標(biāo),該指標(biāo)更為客觀,更能規(guī)避企業(yè)內(nèi)生選擇因素對(duì)衡量指標(biāo)的影響。表6中回歸(1)(2)分別為假設(shè)1及假設(shè)2,檢驗(yàn)商譽(yù)及商譽(yù)減值對(duì)避稅的影響,回歸(3)(4)分別利用Tobit回歸檢驗(yàn)了商譽(yù)及商譽(yù)減值對(duì)信息不對(duì)稱(chēng)程的影響,回歸(5)考察信息不對(duì)稱(chēng)程度對(duì)避稅的影響。結(jié)果顯示,在回歸(3)中,商譽(yù)(Goodwill)的系數(shù)顯著為負(fù),說(shuō)明商譽(yù)加劇了信息不對(duì)稱(chēng)程度回歸(4)中,商譽(yù)減值(GW_imp)的系數(shù)顯著為正,表明企業(yè)計(jì)提商譽(yù)減值能夠緩解信息不對(duì)稱(chēng);回歸(5)中,信息不對(duì)稱(chēng)(Opacity)的系數(shù)顯著為負(fù),說(shuō)明信息不對(duì)稱(chēng)有利于企業(yè)避稅,而高信息透明度的企業(yè)越不傾向于避稅。以上結(jié)果表明,信息不對(duì)稱(chēng)是商譽(yù)與商譽(yù)減值對(duì)企業(yè)避稅產(chǎn)生影響的重要機(jī)制,即高商譽(yù)中累積了信息不對(duì)稱(chēng),為企業(yè)避稅提供了掩護(hù),而商譽(yù)減值能夠降低信息不對(duì)稱(chēng),從而抑制企業(yè)避稅。總的來(lái)說(shuō),機(jī)制檢驗(yàn)的結(jié)果從側(cè)面支持了假設(shè)。

    表6 信息不對(duì)稱(chēng)的機(jī)制檢驗(yàn)

    2.截面差異檢驗(yàn)

    上文檢驗(yàn)結(jié)果證實(shí),商譽(yù)對(duì)企業(yè)避稅程度的影響主要是通過(guò)信息不對(duì)稱(chēng)這條路徑。如果這一假設(shè)成立,應(yīng)該觀察到企業(yè)間信息不對(duì)稱(chēng)程度的差異將會(huì)影響商譽(yù)對(duì)企業(yè)避稅程度的影響。因此,本文檢驗(yàn)了信息不對(duì)稱(chēng)程度的差異在商譽(yù)對(duì)企業(yè)避稅影響中所起的調(diào)節(jié)作用。具體來(lái)說(shuō),本文檢驗(yàn)了企業(yè)信息透明度(Opacity)、外部監(jiān)督造成的影響。其中,外部監(jiān)督指標(biāo)選取了企業(yè)的外審事務(wù)所是否屬于中注協(xié)公布的前十大事務(wù)所審計(jì)(Big10)以及分析師出具的報(bào)告數(shù)量(Report)。獲得上交所和深交所信息透明度A級(jí)評(píng)級(jí)的企業(yè)在信息披露中運(yùn)作規(guī)范,披露質(zhì)量較高,因而信息不對(duì)稱(chēng)程度較低;高質(zhì)量的審計(jì)作為一種外部監(jiān)督手段,能夠提高會(huì)計(jì)信息質(zhì)量,降低企業(yè)信息不對(duì)稱(chēng)程度;而分析師作為外部專(zhuān)業(yè)第三方,通過(guò)研究報(bào)告形式對(duì)企業(yè)進(jìn)行監(jiān)督,從而降低企業(yè)的信息不對(duì)稱(chēng)。基于上文的結(jié)果,預(yù)期在信息透明度A級(jí)評(píng)級(jí)企業(yè)、由國(guó)內(nèi)十大審計(jì)企業(yè)、分析師發(fā)布報(bào)告多的企業(yè)中,商譽(yù)對(duì)避稅的影響更弱。具體檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表7的回歸(1)至回歸(6)。

    表7 企業(yè)商譽(yù)對(duì)避稅影響的分組檢驗(yàn)

    由表7的回歸(1)(2)可以看到,在非A評(píng)級(jí)企業(yè)中,商譽(yù)對(duì)于企業(yè)避稅程度呈顯著正向影響,而在A級(jí)評(píng)級(jí)的企業(yè)中,商譽(yù)對(duì)避稅沒(méi)有顯著影響,且兩者系數(shù)差異在統(tǒng)計(jì)上顯著,支持了預(yù)期。另外,回歸(3)(4)列示了由非十大、十大所審計(jì)的企業(yè)中商譽(yù)對(duì)避稅的影響結(jié)果,可以看到,在“非十大”審計(jì)組中,商譽(yù)對(duì)避稅有著顯著正向影響,而在“十大”審計(jì)組中,商譽(yù)對(duì)企業(yè)避稅并沒(méi)有顯著影響,但兩組回歸中商譽(yù)系數(shù)之間的差異在統(tǒng)計(jì)上并不顯著?;貧w(5)(6)是根據(jù)分析師出具研報(bào)數(shù)量的分組檢驗(yàn),結(jié)果顯示,在出具研報(bào)數(shù)較多(高于中位數(shù))與較少(低于中位數(shù))的企業(yè)中,商譽(yù)對(duì)企業(yè)避稅程度都呈現(xiàn)顯著正向影響,但兩組回歸中商譽(yù)系數(shù)的差異在統(tǒng)計(jì)上也不顯著。這些結(jié)果說(shuō)明,諸如高質(zhì)量審計(jì)、分析師跟蹤這些外部監(jiān)督機(jī)制并沒(méi)有減輕商譽(yù)對(duì)企業(yè)避稅的影響,這可能是因?yàn)樯套u(yù)產(chǎn)生于復(fù)雜的企業(yè)合并之中,而避稅操作又往往比較復(fù)雜兼隱蔽,外部監(jiān)督雖然在一定程度上降低了信息不對(duì)稱(chēng),但起到的作用有限。

    此外,本文也檢驗(yàn)了商譽(yù)對(duì)避稅的影響在不同性質(zhì)企業(yè)中的差別,即在國(guó)企、非國(guó)企中是否有差異。國(guó)有企業(yè)、非國(guó)有企業(yè)的避稅動(dòng)機(jī)及所受到的監(jiān)管程度有較大差別,商譽(yù)對(duì)避稅的影響也可能有所不同,表7的回歸(7)(8)列示了相應(yīng)結(jié)果。本文發(fā)現(xiàn),在非國(guó)有企業(yè)中,商譽(yù)對(duì)避稅有顯著促進(jìn)作用,但這種顯著的促進(jìn)作用并沒(méi)有發(fā)生在國(guó)有企業(yè)中。產(chǎn)生以上結(jié)果的原因可能是,國(guó)有企業(yè)往往承擔(dān)著政府的一些政治責(zé)任(Wei et al.,2005)[10],有著更多的納稅義務(wù),相比于非國(guó)有企業(yè),其避稅動(dòng)機(jī)較低。

    五、穩(wěn)健性檢驗(yàn)

    (一)對(duì)內(nèi)生性的控制

    高商譽(yù)企業(yè)與低商譽(yù)企業(yè)可能本身就在公司層面特征上存在顯著差異,從而導(dǎo)致本文的結(jié)果可能是因?yàn)檫@些固有差異而帶來(lái)的。針對(duì)高、低商譽(yù)兩組企業(yè)的控制變量的t檢驗(yàn)結(jié)果(見(jiàn)表8)顯示,兩組企業(yè)在公司基本面、治理等指標(biāo)上都存在顯著差異。基于此,本文用PSM配對(duì)后的樣本重新進(jìn)行回歸(具體來(lái)說(shuō),將控制變量作為配對(duì)變量,為高商譽(yù)組企業(yè)選擇一個(gè)得分最近的低商譽(yù)組企業(yè)),相應(yīng)的檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表9的回歸(1)。另外,為了避免因遺漏那些不隨時(shí)間變化的公司特質(zhì)因素對(duì)結(jié)果的影響,本文采用了公司層面固定效應(yīng)模型分別對(duì)假設(shè)1、2進(jìn)行檢驗(yàn),相關(guān)結(jié)果見(jiàn)表9的回歸(2)和回歸(3)??梢钥吹?,PSM配對(duì)檢驗(yàn)結(jié)果與固定效應(yīng)模型檢驗(yàn)結(jié)果都與上文的主檢驗(yàn)結(jié)果保持一致,說(shuō)明結(jié)果并不是由于上述內(nèi)生因素所導(dǎo)致的。

    表8 控制變量均值檢驗(yàn)

    表9 PSM匹配后回歸和固定效應(yīng)模型回歸檢驗(yàn)

    (二)替換變量及改變樣本的回歸

    企業(yè)避稅存在多種衡量指標(biāo),為保證結(jié)果的穩(wěn)健性,本文采用會(huì)計(jì)-稅收差異(BTD)進(jìn)行回歸,該指標(biāo)數(shù)值越大,表示企業(yè)避稅程度越高,相關(guān)結(jié)果見(jiàn)表10的回歸(1)和回歸(2);在表10的回歸(3)和回歸(4)中,分別刪除了商譽(yù)為零、商譽(yù)減值為零樣本重新進(jìn)行檢驗(yàn);在回歸(5)中,改用“企業(yè)當(dāng)年是否新增商譽(yù)(Gw_add)”替代假設(shè)1的主自變量Goodwill重新進(jìn)行檢驗(yàn);在回歸(6)中,改用“企業(yè)當(dāng)年是否有計(jì)提商譽(yù)減值(GW_impd)”這一虛擬變量替代假設(shè)2的主自變量GW_imp重新進(jìn)行檢驗(yàn)。由表10可見(jiàn),所有的檢驗(yàn)結(jié)果都與上文的主檢驗(yàn)結(jié)果保持一致,表明了本文相關(guān)檢驗(yàn)結(jié)論的穩(wěn)健性。

    表10 替換變量及改變樣本的回歸結(jié)果

    (三)控制“企業(yè)并購(gòu)”的影響

    商譽(yù)來(lái)源于企業(yè)溢價(jià)并購(gòu),因此商譽(yù)對(duì)企業(yè)避稅的影響需要考慮并購(gòu)本身對(duì)于避稅可能造成的影響?;诖?,本文加入變量“企業(yè)是否并購(gòu)(Mer)”來(lái)控制企業(yè)并購(gòu)行為對(duì)結(jié)果的影響,具體來(lái)說(shuō),若企業(yè)當(dāng)年發(fā)生了并購(gòu),則Mer取1,否則為0。在表11的回歸(1)中,把企業(yè)并購(gòu)Mer作為遺漏變量加入主檢驗(yàn)?zāi)P椭校Y(jié)果表明,在控制了并購(gòu)之后,商譽(yù)對(duì)企業(yè)避稅仍然有顯著的正向影響;在回歸(2)中,將企業(yè)并購(gòu)Mer加入到商譽(yù)對(duì)企業(yè)信息不對(duì)稱(chēng)影響的檢驗(yàn)?zāi)P椭?,結(jié)果和上文一致,商譽(yù)仍表現(xiàn)出對(duì)信息不對(duì)稱(chēng)的加劇;而在控制了商譽(yù)的情況下,并購(gòu)行為本身沒(méi)有對(duì)信息不對(duì)稱(chēng)產(chǎn)生顯著影響。這一結(jié)果也從側(cè)面反映出并非并購(gòu)行為本身,而是高溢價(jià)并購(gòu)所產(chǎn)生的商譽(yù)造成了信息不對(duì)稱(chēng),使其為企業(yè)避稅提供了便利,促進(jìn)了企業(yè)避稅行為。

    表11 企業(yè)并購(gòu)對(duì)于結(jié)果影響的檢驗(yàn)

    六、結(jié)論與建議

    本文利用2014―2019年我國(guó)上市公司數(shù)據(jù),實(shí)證研究了商譽(yù)及商譽(yù)減值對(duì)企業(yè)避稅的影響。研究發(fā)現(xiàn),商譽(yù)會(huì)顯著提高企業(yè)避稅程度,而商譽(yù)減值會(huì)抑制企業(yè)避稅。產(chǎn)生該結(jié)果的原因主要是商譽(yù)的確認(rèn)及后續(xù)會(huì)計(jì)處理中累積了大量的信息不對(duì)稱(chēng),這種信息不對(duì)稱(chēng)為企業(yè)避稅提供了機(jī)會(huì)與掩護(hù),而計(jì)提商譽(yù)減值事實(shí)上則是緩解了其中的信息不對(duì)稱(chēng),從而能夠有效降低企業(yè)避稅行為。本文還發(fā)現(xiàn),商譽(yù)對(duì)企業(yè)避稅的影響只在信息透明度比較差的企業(yè)中存在;而在國(guó)企中,商譽(yù)對(duì)其避稅并沒(méi)有顯著影響,這可能是因?yàn)槠涮厥獾募{稅動(dòng)機(jī)所致;此外,外部監(jiān)督機(jī)制,如前十大事務(wù)所審計(jì)、分析師關(guān)注,都沒(méi)能抑制商譽(yù)對(duì)避稅的影響。

    本文的研究發(fā)現(xiàn)對(duì)相關(guān)監(jiān)管方具有一定參考價(jià)值:(1)對(duì)高商譽(yù)企業(yè)的信息披露加強(qiáng)監(jiān)管。本文發(fā)現(xiàn),正是由于商譽(yù)在確認(rèn)及后續(xù)處理過(guò)程中積累的信息不對(duì)稱(chēng)為企業(yè)避稅行為提供了機(jī)會(huì)與便利,才使得高商譽(yù)企業(yè)產(chǎn)生了較高程度的避稅行為,這說(shuō)明降低商譽(yù)數(shù)據(jù)中的信息不對(duì)稱(chēng)的重要性和在商譽(yù)形成及后續(xù)處理全過(guò)程中加強(qiáng)信息披露的必要性;該結(jié)果也提醒監(jiān)管方對(duì)高商譽(yù)企業(yè)的納稅行為應(yīng)當(dāng)加以關(guān)注。(2)采取手段促使企業(yè)及時(shí)減值。商譽(yù)減值能夠緩解商譽(yù)信息導(dǎo)致的信息不對(duì)稱(chēng),提高會(huì)計(jì)信息質(zhì)量,雖然減值常常被認(rèn)為伴隨著企業(yè)的“洗大澡”行為,但總的來(lái)說(shuō),減值能夠緩解商譽(yù)帶來(lái)的風(fēng)險(xiǎn)。因此,在當(dāng)下由企業(yè)自主進(jìn)行減值測(cè)試的準(zhǔn)則背景下,審計(jì)及相關(guān)監(jiān)管方應(yīng)當(dāng)采用更有效的手段督促企業(yè)及時(shí)減值,而不是“想減就減,不想減就不減”。 ■

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