商誉减值对企业价值的影响——基于我国A 股上市公司的实证研究

刘 莉，黄渊琳

（湖南工业大学 经济与贸易学院，湖南 株洲 412007）

0 引言

党的十九大后，国家推进供给侧改革政策，目的是使企业经济要素实现最优配置，提升经济增长质量。企业并购重组活动是提升企业要素配置质量的重要途径之一。2015 年，我国企业并购重组活动达到高峰，大量业绩承诺于2019 年到期，许多并购公司因被并购方未达业绩承诺，计提大规模商誉减值，对企业业绩造成不可避免的损失。截至2020 年12 月31 日，A 股上市公司共计形成了12 826 亿元的商誉和1 692 亿元的商誉减值。相较于2014 年的商誉减值金额35.3 亿元，增加了1 656.7 亿元。据报道，华闻传媒花巨资同时并购精视文化、澄怀科技和掌视亿通3 家公司，最后由于并购公司未达到业绩要求而导致华闻传媒计提19.53 亿元的商誉减值，企业净利润缩水240%，造成股价多次跌停。多数并购重组公司的利润都在计提商誉减值准备后大幅下滑，甚至由盈转亏，对公司业绩以及股价造成巨大损失，由此可见，商誉减值可能会对企业价值产生较大影响。

上述现象使大量学者开始研究商誉减值对企业价值带来的影响。但是由于研究视角和样本选取的差异，商誉减值对于企业价值的影响结论并不统一，目前主要存在以下两方面结论：第一，商誉减值对企业价值产生正面影响，商誉减值可以在一定程度上降低企业的信息不对称程度[1]，增加企业会计信息的可信赖程度，增加投资者信心，从而对企业价值产生正面影响[2]；第二，商誉减值会对企业价值产生负面影响，商誉减值反映了资产不良运营情况，意味着并购重组时的资产已无法对企业带来价值收益[3]，引发投资者对于企业未来盈利能力的消极态度，从而导致企业价值下降[4]。

综上所述，学者们对于商誉减值与企业价值的关系探讨并不统一，而且对调节二者之间关系的内部和外部因素的研究还不充分。近几年证监会提出大力发展机构持股，机构持股属于独立于企业的外部第三方，且具规模和信息优势，能对企业发挥外部治理效应和外部监督作用，但目前存在机构持股与被投资企业利益相关现象[5]，机构持股是否会基于自身短期利益而与管理层合谋来损害企业利益？机构持股又会对商誉减值风险产生什么作用？而内部控制质量通常发挥内部监督作用，保证会计信息准确性和完整性，在企业风险防范方面也发挥重大作用，可帮助企业降低风险管控成本，促进企业的有效经营[6]。因此，有必要对机构持股和内部控制质量对商誉减值风险的效应进行探讨。2015—2020 年是企业并购高潮年份，所以，本文选择2015—2020 年A 股上市公司作为研究样本，考察商誉减值对企业价值的影响，并进一步探讨机构持股和内部控制质量的调节作用。

本文贡献在于：第一，从商誉减值角度研究了其与企业价值间的关系，发现商誉减值会对企业价值带来显著负面影响，丰富现有经济后果研究；第二，引入机构持股这一外部治理要素，将机构持股与商誉减值和企业价值纳入一个框架，验证了机构持股对商誉减值与企业价值产生作用；第三，引入内部控制质量这一内部治理制度，将内部控制质量与商誉减值和企业价值纳入一个整体，探讨并证实了内部控制质量在商誉减值与企业价值间的调节效果。

2 理论分析与研究假设

2.1 商誉减值与企业价值的关系

商誉减值是指企业在对商誉进行减值测试后确认的相关损失，企业价值指企业全部资产的市场价值。如前所述，商誉减值可能对企业价值带来正面或负面影响，但本文所选样本为A 股上市公司，所以认为商誉减值对企业价值将带来负面影响，原因如下：首先，在商誉减值对企业价值带来正面影响的文献当中，所选样本为创业板上市公司，其并购案件较少，商誉减值金额普遍偏低。而本文所选样本为A股上市公司，并购案件较多，并购商誉金额大，计提商誉减值金额普遍较高[7]。其次，创业板上市公司主要以信息、生物和新材料技术为代表的高新技术企业，其并购过程中形成的商誉信息不对称程度较高，在计提商誉减值的过程中大大减弱了信息不对称程度，增加了高新技术企业会计信息可靠性，增加了投资者信心[8]。而A 股上市公司在并购过程中形成的商誉信息不对称程度较低，在计提商誉减值过程中向投资者释放的负面信息更多。最后，在以A 股上市公司为样本的相关文献中，张新民[9]、陈阳[10]等多数学者认为商誉减值对企业价值的影响为负面影响，因此，课题组认为商誉减值对企业价值将带来负面影响。

通过进一步分析，本文认为所选样本商誉减值将从以下3 个方面对企业价值带来负面影响。首先，商誉减值会降低资产超额盈利能力。当企业计提商誉减值后，公司总资产周转率会大幅下滑，引起并购资产超额盈利能力下降[11]，并导致公司当年净利润下降，向外界传递企业未来现金流减少的信息，降低企业价值[12]。其次，商誉减值会引起投资者消极态度。企业在计提商誉减值后，市场会出现明显的负面反应。即使商誉减值是在财务报表的非经常性损益上列报，但是它会向投资者传递企业溢价并购资产协同能力的下降，导致股价下跌，降低企业价值[13]。最后，商誉减值会降低股票流动性。商誉减值引起市场投资者的负面态度，降低股票流动性，进一步导致市场做市商的数量降低，企业价值会随之降低[14]。综上，本文认为，商誉减值会降低资产超额盈利能力，向投资者传递负面信息，降低企业股票的流动性，对企业价值带来负面影响。基于此，本文提出假设1。

H1商誉减值对企业价值产生显著负面效应。

2.2 机构持股的调节作用

机构持股是指在金融市场上从事证券的法人机构买入股票并持有。目前，我国引入机构持股时间较短，相关法制并不完善，我国资本市场上的机构持股交易普遍短、频、快，机构持股没有真正发挥外部治理效应[15]。其对于商誉减值与企业价值之间的调节作用可能体现在以下两个方面：首先，基于机构持股利益短视化行为，机构持股都更倾向于企业投资短期内能快速回本项目[16]。机构持股比例越高，企业创新投入越低，企业的市场竞争力会随着创新能力下降而降低，影响企业长远业绩和价值[17]。商誉减值降低投资者信心，机构持股产生羊群效应，加大股票崩盘风险，降低企业价值[18]。其次，基于机构持股利益冲突理论，机构持股与被投资企业存在财务顾问或者股票承销等商业关系，机构持股自身利益和企业业绩联系紧密，机构持股会基于自身利益而与管理层合谋进行盈余管理，损害企业价值[19]。商誉减值计提主观性大，管理层利用商誉减值进行盈余管理的可操纵性强。因此，本文认为商誉减值会通过一系列传导机制对企业价值带来不利影响，而机构持股将在一定程度上加大这种不利影响。据此，本文提出假设2。

H2机构持股会加强商誉减值对企业价值带来的负面效应。

2.3 内部控制质量的调节作用

内部控制质量是指企业建立的使各项业务活动相互制约的制度。目前，我国审计制度愈发完善，企业内部控制质量逐年提升[20]，其对于商誉减值与企业价值之间关系的调节作用可能体现在以下两个方面：首先，基于内部监督作用，内部控制质量通过一系列内部制度来对企业各方面活动进行制约，提高公司资产维护效率和企业经营效率，从而提升企业价值[21]。内部控制质量越高的企业，企业在进行溢价并购时会从多方面谨慎地考量标的公司，由此产生的商誉将会更低，而后期计提商誉减值带来的风险就越低[22]。其次，基于风险防范作用，内部控制质量可以快速识别风险，提升管理层的风险敏锐度，激励管理层制定合理的风险应对策略，有效加大企业风险承受能力，降低风险管控成本，提升企业价值[23]。当商誉计提减值时，内部控制质量可以倒逼管理层提前制定风险管控策略，在一定程度上减少商誉减值潜在不利影响。由此，本文认为商誉减值将会对企业价值带来负面影响，而内部控制会在一定程度上减轻这种不利影响。据此，本文提出假设3。

H3内部控制质量会削弱商誉减值对企业价值带来的负面效应。

3 研究设计

3.1 数据来源和样本选择

我国于2007 年对商誉采用减值测试法进行后续计量。由于2015 年是并购重组活动高峰年，且并购业绩承诺大多于2019 年或2020 年到期。因此，本文以2015—2020 年沪深A 股上市企业为研究样本，并对样本做如下处理：1）因金融保险行业的商业模式以及财务结构的特殊性，本文剔除金融保险行业样本；2）剔除“ST”“*ST”样本；3）剔除商誉减值样本缺失数据。最终本文得到有效样本2 977 个，并根据有效样本进行回归，使用stata15.0 对数据进行处理。

3.2 变量定义

3.2.1 被解释变量

企业价值指企业全部资产的市场价值。现有文献衡量并购创造的企业价值主要包括股价、超额收益率、资产收益率、托宾Q值等指标。总资产收益率可衡量企业收益能力，本文参考曲晓辉等[24]的研究，采用总资产收益率（Vroa）来衡量公司价值。托宾Q值反映企业的股票市场价值和企业可持续发展能力，本文借鉴林爱梅等[25]的研究方法，将托宾Q值作为衡量企业价值的替代变量。

3.2.2 解释变量

商誉减值是指企业在对商誉进行价值测试后确认的相关损失。本文参考林子昂[26]、胡凡[27]等的研究，将当期商誉减值除以资产总额作为解释变量。

3.2.3 调节变量

机构持股是指在金融市场上从事证券的法人机构买入公司股票并持有。本文参考杨旭东[28]的研究，将机构投资者持股除以企业总股本来衡量机构持股（Vins）指标。内部控制质量是指企业单位内部建立的使各项程序运行有效的制度。内部控制质量本文参考张新民等[29]的研究，以迪博内控指数除以100 来衡量企业内部控制质量（Vic）。

3.2.4 控制变量

目前，影响公司价值的因素很多，本文选择以下5 个变量为控制变量：公司规模（Vsize），为企业的总资产大小；资产负债率（Vlev），为企业的负债总额除以资产总额的百分比，用来衡量企业举债能力的指标；企业成长性（Vgrowth），为用来衡量企业附加值不断增加的一种发展能力指标；高管薪酬（Vwage），为指给企业的管理层发放的薪酬；有形资产比例（Vtang）为有实物形态的资产占总资产的比例，用来衡量企业偿债能力的指标。具体变量定义及衡量方法见表1。

表1 主要变量定义表Table 1 Main variable definition table

3.3 模型构建

为了验证以上3 个研究假设，本文构建模型（1）来检验商誉减值（Vgwimp）对企业价值（Vroa）的影响，在模型（1）中，如果β1显著为正，则表明商誉减值对企业价值有显著正面效应，如果β1显著为负，则表明商誉减值对企业价值有显著负面影响。本文构建模型（2）和模型（3）来检验机构持股（Vins）和内部控制质量（Vic）的调节作用。

式（1）～（3）中：i为各公司；t为各年份；Vroa为企业价值；Vgwimp为商誉减值；Vcontrol为各控制变量；α0为常数项；α1为核心解释变量系数；α2为控制变量系数；β0为常数项；β1为核心解释变量系数；β2为调节变量系数；β3为解释变量和调节变量交乘项系数；β4为控制变量系数；θ0为常数项；θ1为核心解释变量系数；θ2为调节变量系数；θ3为解释变量和调节变量交乘项系数；θ4为控制变量系数；μi为不随时间变化的个体效应；σt为不随个体变化的时间效应；εit为随机误差项。

4 实证分析

4.1 描述性统计分析

为验证本文研究假设，对各变量进行描述性统计分析，如表2 所示。

表2 主要变量描述性统计Table 2 Descriptive statistics of main variables

企业价值（Vroa）为被解释变量，标准差为0.123，最小值为-1.254，最大值为0.456，说明样本公司企业价值相差较大。解释变量商誉减值（Vgwimp）的均值为0.043，上市公司中商誉减值（Vgwimp）平均占公司资产总额的4.3%，这一数据说明企业并购产生的商誉减值在市场中并不少见，最小值为0 表明存在没有计提商誉减值的公司。控制变量中，企业规模（Vsize）均值为22.790，略大于最小值18.276，说明选样企业之间规模差异较小；资产负债率（Vlev）的最小值与最大值之间相差1.199，均值为0.480，表明各企业负债水平及风险程度差异较大；企业成长性（Vgrowth）均值为0.155，标准差为1.862，标准差远大于均值，数据离散程度较高，说明各样本公司发展速度差异较大。高管薪酬（Vwage）的均值为14.853，标准差为0.700，表明样本企业间的高管薪酬较为平均，差异不大。有形资产比率（Vtang）均值为0.315，标准差为0.160，最小值为0.012，最大值为0.813，表明各企业间的存货和固定资产占总资产比例差距较大，偿债能力差异较大。

4.2 相关性分析

为衡量各变量间相关程度进行相关性分析，其结果如表3 所示，解释变量商誉减值（Vgwimp）与企业价值（Vroa）的相关系数为-0.624，在1%的水平上显著，这初步验证了商誉减值（Vgwimp）的增加会导致企业价值（Vroa）的下降。控制变量中，企业规模（Vsize）、企业成长性（Vgrowth）、高管薪酬（Vwage）和有形资产比率（Vtang）与企业价值（Vroa）的相关系数均在1%的水平上显著正相关，表明这些控制变量的增加在一定程度上可以增加企业的价值；资产负债率（Vlev）与企业价值的相关系数在1%的水平上显著负相关。各变量之间的相关系数均显著，表明各变量之间存在较强相关性，具有分析价值。为防止各变量之间存在多重共线性，本文对各变量方差膨胀系数进行检验，各VIF（variance inflation factor）值均小于10，表明解释变量之间不存在多重共线性。

表3 相关性分析Table 3 Correlation analysis

4.3 回归分析

4.3.1 主变量回归分析

为验证本文研究假设1，对主变量进行回归分析，结果如表4 所示。

表4 主变量回归结果Table 4 Regression results of principal variables

如表4 第1 列所示，在不加入控制变量的情况下商誉减值（Vgwimp）对企业价值（Vroa）的回归系数为-0.726 4，且在1%水平上显著。表4 第2 列中，加入控制变量且控制时间效应，主变量商誉减值（Vgwimp）对企业价值（Vroa）的回归系数为-0.702 0，且在1%水平上显著；商誉减值（Vgwimp）对控制变量的效应均在1%的水平上显著。在表4 的第3 列中，加入控制变量并且控制了个体效应后，商誉减值（Vgwimp）对企业价值（Vroa）的回归系数为-0.564 2，且在1%水平上显著，商誉减值（Vgwimp）对控制变量的影响均在1%水平上显著。在表4 第4 列中，在同时控制时间效应和个体效应之后，商誉减值（Vgwimp）对企业价值（Vroa）的回归系数为-0.600 1，且在1%水平上显著。综上所述，在表4 的4 个回归结果中，商誉减值（Vgwimp）与企业价值（Vroa）都在1%的水平上呈显著负相关关系。具体来看，商誉减值会降低资产的超额盈利能力，引起企业净利润下降，并向投资者传递企业并购协同效应的下降以及企业未来发展能力下降等负面信息，引起投资者的消极态度，降低企业股票的流动性，从而降低企业价值。据此，本文分析结果支持假设H1，商誉减值对企业价值产生显著负面效应。

4.3.2 调节变量回归分析

为验证本文研究假设2，即机构持股的调节作用，本文对机构持股与商誉减值的交乘项进行回归。回归结果如表5 第1 列所示，机构持股与商誉减值交乘项（Vins*Vgwimp）回归系数为-0.028 5，且在1%的水平上显著，表明机构持股会增强商誉减值对于企业价值带来的负面效应。具体来看，虽然机构持股在国外发挥“积极外部治理效应”，但由于机构持股引入国内时间不长，体制不够完善，所以机构持股会为了自身短期利益，与管理层合谋进行盈余管理、降低企业创新投入、发挥羊群效应加速股票崩盘风险，从而加剧企业商誉减值风险，使企业价值下降。据此，分析结果验证了研究假设H2，机构持股比例会强化商誉减值对企业价值带来的负面效应。

表5 调节变量回归结果Table 5 Regression results of moderating variables

为验证假设3，对内部控制质量与商誉减值的交乘项进行回归。回归结果如表5 第2 列所示，内部控制质量与商誉减值交乘项（Vgwimp*Vic）的回归系数为0.073 0，在1%的水平上显著，表明内部控制质量（Vic）削弱了商誉减值对于企业价值（Vroa）带来的负面效应。具体来说，内部控制质量可以发挥制约作用，企业内部控制质量具有明确合理的分工制度和严格的审批制度，可有效制约管理层盈余管理行为，提升企业经营效率和企业盈利能力。其次，内部控制质量基于风险管控制度，在并购时对标的公司的考量更严格谨慎，产生的商誉和后期计提商誉减值带来的风险更低，可有效降低风险管控成本，提升企业价值。据此，本文分析结果支持假设H3，即内部控制质量会削弱商誉减值对企业价值带来的负面效应。

4.4 稳健性检验

为保证结论可靠，从以下3 方面进行稳健性检验。

首先，对于内生性问题，商誉减值可能与企业价值存在双向影响关系，借鉴田新民等[30]的研究选择同行业内商誉减值的均值（Viv）作为商誉减值的工具变量，运用工具变量法进行估计，回归结果如表6所示。

在第1 列中，商誉减值工具变量（Viv）的回归系数为0.020 6，在1%的水平下显著，说明工具变量与商誉减值显著相关。在第（2）列中，主变量商誉减值（Vgwimp）对企业价值（Vroa）的回归系数为-0.329 3，且在1%水平上显著，与基准回归结果一致，说明原结论稳健性较好。

其次，企业价值存在多种衡量标准，本文采用托宾Q值替换被解释变量重新对其进行回归，该指标数值若小于0，则表明回归结果稳定。替换被解释变量的回归结果见表7 的回归（1），商誉减值（Vgwimp）的系数为-0.981 0，且在1%的水平上显著，系数与基准回归结果相近且通过显著性检验，表明在替换被解释变量之后，商誉减值依旧对企业价值呈显著的负向关系，回归结果通过稳健性检验。

表7 替换被解释变量回归结果Table 7 Regression results of substituted explained variables

最后，调节变量机构持股通常分为主动型持股和被动型持股，为了检验持股类型的不同是否会影响本文结论，本文参考D. M. Tran 等[31]的研究，将原样本剔除了以被动性交易为主的机构持股，以原模型再次进行回归，结论如表8 所示。

表8 改变样本及替换调节变量回归结果Table 8 Regression results of changed samples and replaced adjusting variables

如表8 第1 列所示，调节变量（Vins*Vgwimp）的系数为-0.033 9，且在1%的水平上显著，系数与前面调节变量回归结果相近且通过显著性检验，表明在剔除被动性交易为主的机构持股之后，回归结果通过稳健性检验。为保证内部控制质量结果稳健，本文使用内部控制质量重大缺陷（DEF）替换原变量进行再次回归。该变量为虚拟变量，当上市公司内部控制质量不存在缺陷时，赋值为1，否则为0。由于替换变量可观测数据多，所以样本容量较原回归变多。结果如表8 第2 列所示，调节变量（Vgwimp*Vic）的回归系数为0.102，且在1%的水平下显著，系数与前面的调节变量回归结果相近且通过显著性检验，表明内部控制质量会削弱商誉减值对企业价值带来的负面效应，回归结果通过稳健性检验。

5 研究结论与建议

5.1 研究结论

我国会计准则于2007 年规定商誉的后续计量方法为每年年末进行减值测试，而减值测试通常存在较强主观判断，给管理层盈余操纵提供了机会。本文首先探讨了商誉减值对企业价值的影响，其次从机构持股和企业内部控制质量角度，研究其是否会对商誉减值与企业价值关系产生影响。课题组通过实证检验，得出以下结论：

1）商誉减值会给企业价值带来负面效应。通过本文回归结果可得，商誉减值对企业价值存在显著负向影响。我国会计准则规定，商誉一旦计提减值未来任何情况不得转回，这表示溢价并购时的资产已无法对企业带来超额收益，这会让投资者对该企业未来整体发展能力产生消极态度，引起企业价值下降。

2）机构持股会增强商誉减值对于企业价值带来的负面效应。通过本文进一步分析，本文支持利益冲突假说，即机构持股可能存在短视行为，基于自身短期利益与管理层合谋，加大股市崩盘危机，加剧商誉减值风险，进而损害公司利益。

3）企业的内部控制质量治理作用会削弱商誉减值对于企业价值带来的负面效应。内部控制质量一方面可以提高企业资产运行效率与企业产品质量；另一方面内部控制质量可以在一定程度上抑制外部不可控因素的冲击，降低部分风险，从而抑制商誉减值对企业价值带来的负面影响。

5.2 研究建议

基于上述结论，本文提出以下建议。

首先，商誉减值给企业价值带来的负面效应。如何减少这种负面效应，政府和企业都需要采取一定的措施。从政府的角度来说，政府可以制定相关政策引导企业进行理性并购，并重点关注企业是否存在盈余管理，加强对商誉减值合规性的披露；从企业的角度来说，管理者应保持谨小慎微的并购态度，在了解并购方案涉及的所有细节后，考量标的公司创造的价值是否与其溢价相匹配，从源头上缩小公司并购时产生的商誉，进行真正的价值并购。

其次，本文的实证结果支持机构投资者会强化商誉减值对企业价值带来的负面效应。因此，在监管者层面，监管者需加强对机构投资者的教育和引导，避免因机构投资者短视或投机行为引起市场波动破坏其稳定性，应当引导机构投资者发挥“积极”外部治理作用。在上市公司层面，上市公司应该避免盲目定向增发股票，应根据企业实际发展情况进行融资，积极引入战略性投资，这样才有利于引导机构投资者发挥“正面”外部治理效应。

最后，本文的实证结果认为，内部控制质量可以降低商誉减值对企业价值的负面效应。因此，企业应该强化内部控制质量控制，应更加重视内部控制质量指标的构建，加大内部治理结构建设，防范管理层利用优势进行信息管理，从根本上杜绝盈余管理的可能性。外、内部双向共同治理，可以使商誉减值信息能够真正体现在企业价值中，减少对股东等利益相关者的侵害。

综上所述，本文运用2015—2020 年A 股上市公司的数据，检验了商誉减值对企业价值的影响，并验证了机构持股和企业内部控制质量的调节效应。但是本文还存在局限，后续研究可以在以下方面进行拓展：第一，本研究的是商誉减值对企业价值的影响，而企业价值包括内在价值（例如经营现金流）与市场价值两方面，本文研究涉及内容存在局限，未来还可以更全面地考虑企业价值的衡量。第二，本文对于机构投资者持股和内部控制质量只做了调节效应检验，商誉减值与企业价值之间是否还存在中介效应？这是未来需要进一步探讨的问题。第三，本文选择A股上市公司为样本，未来研究还可以扩大样本范围，以更全面、深入地分析商誉减值对企业价值产生的效应是否存在差异。