李欣彦

摘 要：本文从公司间相互模仿的非理性角度出发，以2010年-2017年我国创业板为样本，对上市公司商誉减值计提的传染效应进行了实证分析，研究发现商誉减值计提行为在同行业内的公司间存在传染效应，即创业板上市公司进行商誉减值时会受到同行业其他公司的影响。进一步研究发现，公司间的传染效应造成了财务报告的不公允，有效的内部控制能显著削弱公司间计提商誉减值行为的传染效应。

关键词：商誉减值;传染效应;内部控制;创业板企业

一、引言

并购被普遍认为是公司快速实现低成本扩张，扩大生产经营规模，增强市场竞争力的主要方式。自2010年以来，创业板上市公司并购行为逐年增加，因并购引发的商誉问题明显。据wind数据库统计，截至2017年底，创业板商誉占净资产的比重为19.4%，为主板市场4%的近5倍。商誉会计处理职业判断的现行特征，决定了其“蓄水池”风险将一触即发，由此引发业界内对并购商誉产生是否合理、并购行为是否存在传染效应、商誉减值计提依据是否可靠、企业商誉内控是否有效予以关注等问题的思考。基于此，本文以2010年-2017年创业板公司为研究样本，从传染效应、内控有效维度，对并购商誉减值计提问题进行研究，以期对企业并购商誉减值行为和完善商誉会计准则提供借鉴和参考。

二、文献回顾

1.并购商誉的决定因素

刘星宇（2015）研究发现创业板并购商誉大小受协同效应的影响，相关性并购比多元化并购更能产生高溢价。一部分学者认为交易双方特征也会对并购商誉大小产生影响。代宏尧（2013）研究发现被并购的财务指标会影响并购商誉的大小，目标公司的总资产净利率越高、规模越大，并购中产生的商誉越高。有部分学者从委托代理问题下的管理层自利角度对并购商誉的决定因素展开研究。Bargeron（2008）研究了管理层持股对并购商誉大小的影响，发现被并购方管理层持股比例越高，并购方支付的并购溢价越高。

2.商誉减值的计提动因

陆正华等（2010）对2007年、2008年两年的上市公司数据进行分析，认为我国上市公司合并商誉减值有明显的盈余管理动机。卢煜、曲晓辉（2016）的研究结果表明，管理层会利用商誉减值操纵盈余，包括“洗大澡”行为和盈余平滑行为。有部分学者认为经济因素是导致企业计提商誉减值的原因。在美国财务会计新准则颁布的过渡期，卢煜和曲晓辉（2016）认为管理层任职期限也会影响企业的商誉减值，由于高管会考虑商誉减值对其声誉的不良影响，因此任职期限越長的高管越倾向于少计提商誉减值。

三、样本选择和数据来源

本文以2010年-2017年的创业板上市公司为研究样本，并对样本进行了以下筛选：（1）剔除金融保险行业的上市公司;（2）仅保留非同一控制下企业合并形成商誉的上市公司;（3）剔除观察值存在缺失和遗漏的样本;（4）剔除期初商誉余额和本期商誉减值发生额同时为零的样本。为消除极端值影响，对所有连续变量在上下1%的水平上进行了Winsor处理。经上述筛选，最终得到1485个有效样本。

四、研究设计

1.理论分析及研究假设

（1）商誉减值的传染效应

创业板上市公司的并购商誉具有高溢价和具体金额无法准确计量的特征，后续计量中无法合理估计被并购方未来超额收益的现值时，商誉减值就成为了一个无法准确计量的问题。商誉减值的政策环境同样充满着不确定性，对于商誉后续计量应采用减值法还是摊销法，业界内部充满争议。以上不确定性为商誉减值的传染提供了介质。理论上，传染路径可以分为同一地区的传染与同一行业的传染。鉴于商誉减值的计提往往会导致股价的波动，而同行业企业股价波动的系统风险相同，为了降低自身股价波动的非系统性风险，企业更倾向于模仿与学习同行业企业，因此本文认为同一行业内的传染是商誉减值行为的传染路径。基于以上分析，提出本文的第1个研究假设：

H1：计提商誉减值的行为在同一行业的企业间存在传染效应。

（2）商誉减值的传染效应与内部控制质量

高质量的内控意味着高质量的风险管控能力，它可以使企业从并购发生时就杜绝商誉溢价泡沫的产生。在商誉后续计量中，高质量内部控制能监督管理层在估计现金流、评估商誉的公允价值时依据可靠完备的信息，从而减少企业盲目跟随同行业公司的行为。基于此，提出本文的第2个假设：

H2：高质量的内部控制能显著削弱行业内部公司之间计提商誉减值的传染效应。

2.变量设计

被解释变量GWIi，p，t为公司计提商誉减值大小;解释变量GWIIi，p，t为除i公司以外的同行业计提商誉减值的平均水平;调节变量分别为财务报表的公允性（Aud-Typi，p，t）、内部控制质量（ICi，p，t）;借鉴代冰彬（2007）、卢煜（2016）的研究，本文控制了以下因素对公司计提商誉减值大小的影响：

（1）经济因素

DeltaEi，p，t：公司盈利能力的变化趋势。即与上一期相比，本期扣除商誉减值前的净利润的变动额除以期初总资产。若公司计提商誉减值的动机是受经济因素的影响，则该变量系数的符号显著为负。

（2）盈余管理动机

NKi，p，t：扭亏动机。即上一年度亏损且本年盈利，NKi，p，t=1;否则=0。根据我国ST、PT政策，当公司上一年度亏损，本年度有强烈的扭亏动机从而少计提减值准备。预计该变量系数的符号显著为负。

Lossi，p，t：“洗大澡”动机。若NKi，p，t=0，且公司扣除商誉减值前的净利润/期初总资产小于该变量所有负值中的中位数，Lossi，p，t=扣除商誉减值前的净利润/期初总资产;否则=0。若公司减值前盈余已经为负，更有可能计提大额减值，以为来年的盈利做准备。预期该变量系数的符号显著为正。

（3）其他控制变量

总资产报酬率（ROAi，p，t）、资产负债率（LEVi，p，t）、企业商誉规模（GWi，p，t）、企业规模（Sizei，p，t）

3.模型构建

为检验研究假设H1，本文借鉴傅超等人（2015）的同伴效应研究的设计思路，构建了传染效应的检验模型（1）：

如果GWIi，p，t与GWIIi，p，t显著正相关，意味着样本公司计提商誉减值的大小会受行业内其他公司的影响，即计提商誉减值的行为在同一行业的企业间存在传染效应。根据研究假设H1，预期该变量系数的符号显著为正。

为验证研究假设H2，本文构建了一个新变量ICi，p，t，用于衡量公司的内部控制质量。若公司的内控评价报告结论表明公司内控不存在缺陷，且内控审计报告的审计意见为“标准无保留意见”，ICi，p，t=2;若公司既没有披露内控评价报告也没有披露内控审计报告，ICi，p，t=0;否则，ICi，p，t=1。构建了检验模型（2）：

如果ICi，p，t×GWIIi，p，t的系数符号显著为负，意味着高质量的内控可以削弱传染效应。根据研究假设H2，预期该变量系数的符号显著为负。

五、实证检验

1.描述性统计

全部样本中，商誉减值金额占期末总资产百分比（GWIi，p，t）的平均值为0.024，最小值为0，最大值为0.71，说明创业板上市公司的商誉减值每年计提情况差异较大，中位数为0.019，说明大部分企业计提商誉减值金额较小，少部分企业有计提大额商誉减值的情况。从行业均值（GWIIi，p，t）的情况来看，平均值为0.018，最大值为0.55，最小值为0，说明商誉减值每年的计提情况在行业间的差异较大，中位数为0.005，说明大部分行业计提商誉减值的平均金额较低。

2.相关性分析

企业计提商誉减值的水平（GWIi，p，t）与行业平均水平在1%的水平上显著正相关，说明行业计提商誉减值的平均水平对企业计提商誉减值的水平有正向影响，企业计提商誉减值的水平（GWIi，p，t）与企业期初商誉大小（GWi，p，t）的系数在1%的水平上为正，说明企业期初商誉余额越大，计提商誉减值的可能性越大。除此之外，表示企业盈利能力变化趋势的变量（DeltaEi，p，t）与企业计提商誉减值的水平（GWIi，p，t）的系数为负，但不显著，说明当企业的扣除盈余下滑时，可能会有考虑经济因素而计提商誉。

3.回归分析

（1）商誉减值的传染效应分析

下表的第（2）列是基于检验模型（1）对假设1的检验结果。第（1）列为未加入解释变量同行商誉减值平均水平的回归结果，第（2）列为加入解釋变量同行商誉减值平均水平的回归结果。对比第（1）、（2）列的回归结果，发现考虑传染效应后，多元回归结果与未考虑传染效应的修正后的R2从0.227增大到0.246，F值从38.07增大到41.99，对被解释变量的解释力度增大。第（2）列的回归结果显示，GWIIi，p，t的回归系数为0.327，在1%的水平下显著，说明创业板上市公司计提商誉减值的行为在行业内的公司间存在显著的传染效应，支持了研究假设H1。其他主要控制变量的系数的显著性为：NKi，p，t的系数在1%的水平下显著为负，与预期一致，说明当公司上一年度亏损，上市公司本年度有强烈的扭亏动机从而少计提减值准备;Lossi，p，t的系数在1%的水平下显著为正，与预期一致，说明若公司减值前盈余已经为负，更具有“洗大澡”动机计提大额减值，为来年扭亏做准备;NKi，p，t的系数显著为负，与预期不一致，说明企业计提减值前的盈利能力下滑并不能导致企业计提商誉减值准备，在企业盈利能力有变好的趋势时，企业反而会多计提减值，可能的原因是企业在盈利年度具有盈余平滑动机。

（2）内部控制质量对商誉减值传染效应的影响

下表的第（3）列是基于检验模型（2）对假设2的检验结果。回归结果显示，考虑内部控制质量的影响后，GWIIi，p，t的回归系数增加为1.421，在1%的水平下显著。内部控制质量与行业计提商誉减值的平均水平的交乘项（ICi，p，t×GWIIi，p，t）的回归系数为-0.787，在1%的水平下显著。说明高质量的内部控制显著降低了同行业上市公司计提的商誉减值对样本公司的影响，高质量的内控能削弱商誉减值的传染效应，支持了研究假设H2。

4.稳健性检验

为进一步提升回归检验的稳健性，本文参考卢锐（2011）的研究，根据内部控制评价自我报告和内部控制审计鉴证报告的披露情况，重新构建衡量内部控制质量的指标IC2。若企业同时披露内部控制评价自我报告和内部控制审计鉴证报告，IC2=2;若只披露二者其一，IC2=1;若都未披露，IC2=0。运用该指标对相关变量再次进行回归分析。实证结果显示，IC2×GWIIi，p，t的系数显著为负，说明内控质量显著削弱了同行业内商誉减值的传染效应，与研究假设H2一致。

六、研究结论与建议

在资本市场商誉泡沫巨大、商誉准则后续计量方法存在争议的背景下，本文以2010年-2017年创业板上市公司为样本，研究了行业内部商誉减值的传染效应的存在性及传染性质，并探究了内外部监督机制对这一传染效应的抑制作用。实证结果显示，创业板上市公司的商誉减值计提行为在同一行业内部具有明显的传染效应，并且这种传染效应会造成财务报表不公允;高质量的内部控制可以显著削弱传染效应，经过一系列稳健性检验后，上述结果没有发生改变。

参考文献：

[1]代冰彬，陆正飞，张然.资产减值：稳健性还是盈余管理[J].会计研究，2007（12）：35-42+96.

[2]冯卫东，郑海英.企业并购商誉计量与披露问题研究[J].财政研究，2013（08）：29-32.

[3]傅超，杨曾，傅代国.“同伴效应”影响了企业的并购商誉吗？——基于我国创业板高溢价并购的经验证据[J].中国软科学，2015（11）：94-108.

[4]李明辉，何海，马夕奎.我国上市公司内部控制信息披露状况的分析[J].审计研究，2003（01）：38-43.

[5]卢煜，曲晓辉.商誉减值的盈余管理动机——基于中国A股上市公司的经验证据[J].山西财经大学学报，2016，38（07）：87-99.