公司股權結構與內外監督研究

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摘要：近期商譽減值頻頻爆雷，商譽減值風險管控愈發重要，公司治理是其中重要一環。本文以2014—2018年我國A股上市公司為樣本，運用實證分析研究公司股權結構和內外監督對于商譽減值的影響。研究結論顯示：在股權結構上，股權制衡度對上市公司商譽減值有顯著的負向影響；在內外監督上，外部審計質量與商譽減值呈顯著負相關。

關鍵詞：股權結構;監督;商譽減值

隨著市場競爭日益激烈，從2014年開始，A股上市公司開始進行大規模的并購，每年因此新增的商譽高達3500億元左右，商譽正是在這個時期快速積累起來的。而2018年以來，多家企業的商譽減值頻頻爆雷，商譽減值的累計數額高達千億元，創下歷史新高。商譽是由非同一控制下的企業進行并購時所支付的溢價形成的，也可理解成是對被并購方的一種價值補償，其本質上是一個中性的概念。但由于并購企業未來績效等因素的影響，其價值具有很大的不確定性和風險性。我國自2007年實施新的企業會計準則以來，商譽由逐年攤銷改為通過減值測試來計提減值準備。相對于之前攤銷的方法，減值測試的結果更具有經濟意義。但由于商譽難以獨立產生現金流量，需要結合相應的資產組或資產組組合才能進行減值測試，涉及的步驟繁多復雜，因此又更容易為公司管理層所操縱和利用，使商譽的價值信息有所失真。現有的相關研究以案例分析為主，鮮有涉及公司治理與商譽減值的實證研究。本文以2014—2018年A股上市公司為樣本，基于股權結構和內外監督的視角，對商譽減值的影響因素進行實證分析。

1文獻綜述與研究假設

1.1文獻綜述。在現階段，商譽減值的原因動機和經濟后果是國內外相關研究的主要方向。商譽減值的原因動機，主要以并購的三個階段展開研究。并購前公司的內控質量會影響并購決策的質量。CaplanDH，DuttaSK，LiuAZ(2018)指出企業并購決策的質量與企業內部控制質量相關，且研究表明在企業內部控制存在重大不足的年度收購中確認的商譽在隨后年度的減值率高于內部控制質量高的年度[1]。并購中的高額溢價是后續發生商譽減值的主要原因。劉喜和與王潔遠(2019)以2014—2018年創業板上市公司為樣本，通過實證研究發現并購時的高溢價并不能實現積極的協同效應，反而會使后續商譽減值的可能性變大[2]。并購后公司的經濟績效和盈余管理也是影響商譽減值的重要因素。季盈(2014)借鑒長期資產減值準備的相關模型，研究發現在新準則落實后，上市公司的商譽減值與企業后續獲利能力存在負相關性[3]。盧煜和曲曉輝(2016)運用兩種模型對商譽減值的盈余管理動機進行回歸分析，發現商譽減值與公司的“盈余平滑”動機和“洗大澡”動機正相關，但審計質量與股權集中度可以產生顯著的抑制效果[4]。商譽減值的經濟后果，主要圍繞公司價值和個體利益進行研究。吳虹雁等(2015)從短期市場反應的角度出發，研究表明在短期內市場對公司商譽減值信息的披露會給予顯著的負面回應[5]。盧煜和曲曉輝(2016)通過分組回歸，研究發現民營企業上市公司的商譽減值對高管的薪酬有負向影響[6]。目前關于股權結構和監督與商譽減值關系的研究非常少。KabirH和RahmanA(2016)以澳大利亞公司為樣本，研究表明公司治理會對商譽及商譽減值產生影響[7]。吳益兵等(2009)研究發現，企業的股權集中度會降低企業的內部控制質量，股權的制衡是內部控制質量的基礎[8]。張新民等(2018)從事前和事后的角度出發，發現并購產生的超額商譽和后續的商譽減值計提比例與企業內部控制質量負相關[9]。滕騰(2011)研究發現，公司監事會的規模和股權制衡度對盈余管理有負向影響，可以有效地提高會計信息的質量[10]。LinJW，HwangMI(2010)實證研究表明，審計質量、審計師規模和專業化程度與盈余管理存在負相關性[11]。1.2研究假設。1.2.1股權結構。根據大股東掏空機制和侵占假設，控股股東持股比例過高，更有動機和能力去追逐自己的利益而侵占中小股東和其他利益相關者利益，企業的并購決策也會受其影響。同時，股權的高度集中，可能會出現控股股東過分干預經營者決策的行為，致使并購后整合效果不佳，商譽代表的超額盈利能力減弱，商譽減值可能性增加。不僅如此，大股東一股獨大，難以對其形成制約，將會導致企業的治理結構失衡，影響內部控制質量水平。最終可能會導致企業決策的失誤和并購后協同效應的乏力，增加商譽減值計提的概率和比例。基于以上分析，提出假設1。假設1：股權集中度與商譽減值存在正相關關系。股權制衡度反映股東間相互制衡的水平。高股權制衡度意味著企業不存在單獨擁有決策決定權的大股東。股權制衡度越強，其他股東的權利相對越大，可以對大股東的權利起到制約作用，使其無法通過左右管理層決策以攫取個人利益，而更愿意客觀審視企業決策和經營活動，提高公司治理水平，增強并購整合能力，減少后續由于業績承諾無法完成而形成的商譽減值問題。同時，高股權制衡度，意味著董事會中有更多其他股東的代表，在企業進行并購等重大決策時，可以有效發揮監督和制衡作用，減少低效和不合理的并購決策，降低并購后商譽減值損失率。據此，我們提出假設2。假設2：股權制衡度與商譽減值存在負相關關系。1.2.2內外監督。上市公司監事會作為內部的專設監督機構，負責對企業的經營決策和管理層行為進行監督，但學者們對監事會在股份制公司中實際發揮的作用大小向來爭論不一。王兵等(2018)認為專業知識能力欠缺、獲取監督信息的途徑少以及成員的積極性差是國內監事會存在的主要問題，但通過研究發現內部審計人員兼任監事會成員在一定條件下能夠對企業的盈余管理行為進行抑制[12]。杜永奎等(2018)通過研究發現監事會規?？梢匀趸吖蓹嗉卸仍谛畔⑴吨械南麡O影響，從而提高會計信息披露的質量[13]?？傊?，監事會的有效監督，可能會使企業商譽減值更加審慎，而監事會規模是監事會履行職能的基礎和保障。因此，我們提出假設3。假設3：監事會規模與商譽減值呈負相關性。外部審計實際上是對企業內部審計和監督的補充。董曉潔(2014)發現上市公司普遍存在利用商譽減值進行盈余管理的行為，而高質量的外部審計能夠有效減少此類盈余管理的發生[14]。高質量的審計師具備專業的知識、良好的職業判斷以及豐富的經驗，能夠更好地保證會計信息質量，減少盈余管理行為，在一定程度上避免商譽減值計提概率和比例的非合理性。同時，高質量的會計師事務所由于在乎自己的聲譽，因而在審計過程中會更加注重信息真實性和審計質量。據此，我們提出假設4。假設4：審計質量與商譽減值呈負相關性。

2研究設計

2.1樣本數據及來源。本文以A股2014—2018年有商譽的上市公司為樣本，并對數據進行以下處理：(1)剔除金融類上市公司；(2)剔除ST類樣本公司；(3)剔除數據缺失以及數據無法取得的樣本。最終得到樣本觀測值6929個。同時，為了避免極端值對研究的影響，本文對所有的連續變量進行1%的縮尾處理。本文研究中的商譽減值數據來源于Wind數據庫，其他數據來自CSMAR數據庫和CCER數據庫。其中，商譽減值連續變量、商譽規模以及資產規模是在數據庫基礎上計算得出的。2.2模型和變量的設定。2.2.1構建模型。本文借鑒王秀麗(2015)和盧煜(2016)的分析模型，結合相關研究，構建Logistic模型(1)和Tobit模型(2)來研究股權結構和內外監督對于商譽減值的影響，模型如下：GWD_D=α0+α1CR1+α2H10H1+α3SupSize+α4Audit+α5Size+α6ROE+α7Mshare+α8Bsize+∑Year+∑IND+ε(1)GWD_C=α0+α1CR1+α2H10H1+α3SupSize+α4Audit+α5Size+α6ROE+α7Mshare+α8Bsize+∑Year+∑IND+ε(2)2.2.2變量設定。模型(1)中的被解釋變量為虛擬變量，如果公司當年計提了商譽減值，則為1，否則為0。模型(2)中的被解釋變量為連續變量，表示商譽減值率，即商譽減值損失額與上一年商譽余額的比例。解釋變量分為股權結構和內外監督兩部分，前者以股權集中度和制衡度來衡量，后者通過監事會規模和審計師質量來表現。在本文研究內容的基礎上，參照現有研究，確定了商譽規模等控制變量。同時控制年度和行業虛擬變量，避免年份和行業的差異對研究造成影響。具體變量定義參見表1。

3實證分析

3.1描述性統計。表2是變量描述性統計的結果。據此可以看出，商譽減值率的平均值是0.0876，總體來看商譽減值計提比例并不高；最大值是1，說明存在個別公司全部計提商譽減值的情況。商譽減值計提與否的均值是0.2753，可以看出有四分之一以上的公司計提過商譽減值。股權集中度的最小值為0.0803，最大值為0.7124，說明不同公司之間第一大股東的持股比例差異較大。股權制衡度的平均值是104.17%，最小值是6%，說明第二至第十大股東能夠在一定程度上制衡控股股東，但不同企業的制衡效果差異較大。監事會規模的平均值是3.6181，中位數是3，說明監事會規模較為適中。審計師質量均值為6.19%，表明大部分公司通過的是非四大審計。管理層持股比例中位數為0.0219，最小值是0，意味著管理層持股比例偏低。董事會規模的平均值與中位數接近，樣本分布較均勻。3.2相關性分析。表3是主要變量pearson相關系數的分析結果。被解釋變量GWD_D和GWD_C均與CR1負相關，且通過了1%的顯著性檢驗，而與H10H1都顯示正相關性，需要進一步進行回歸分析。GWD_D和GWD_C均在1%的顯著性水平上與SupSize負相關，說明監事會規模的擴大，會降低公司商譽減值的概率和比例。GWD_D和GWD_C與Audit都在1%的顯著性水平上呈負相關性，說明審計質量能夠顯著減少商譽減值概率與比例，與假設一致。被解釋變量與公司規模和凈資產收益率都呈負相關性。GWD_D和GWD_C的相關性大于0.5，但它們屬于不同模型的變量，不會造成影響。此外CR1和H10H1相關性較大，這是因為H10H1變量的計算和CR1有關。除此以外，其他變量之間的相關性均小于0.05，不存在嚴重的共線性問題。3.3回歸分析。運用模型(1)和模型(2)對商譽減值的影響因素分別進行回歸分析，表4為Logistic回歸分析結果，表5為Tobit回歸分析結果。數據結果表明：第一，在股權結構方面。股權集中度與商譽減值的計提和商譽減值率均無顯著關系，方向與預期方向相反，可能是因為股權的相對集中，使得大股東的利益與企業利益趨于一致，出于自我利益的動機，大股東會更有動力和能力去監督管理者和加強企業管理，從而減少機會主義行為的發生并提高并購績效。股權制衡度與商譽減值的計提在1%的水平上顯著負相關，與商譽減值率在5%的水平上顯著負相關，說明股權制衡度越高，發生商譽減值的可能性和比例就越低，與假設2相符。第二，在內外監督方面。監事會規模對商譽減值有負向影響，與預期方向相同，但并不顯著，可以解釋為我國監事會的獨立性較差，受管理層的影響大，使得監事會對管理層的監督有名無實。審計質量與商譽減值的計提和商譽減值率負相關，且都通過了1%水平上的顯著性檢驗，由此可見，高質量的外部審計能夠有效抑制企業利用商譽減值進行利潤操縱的行為和程度。

4研究結論及相關建議

本文基于公司治理的視角，研究了股權結構和內外監督對于商譽減值的影響。實證研究發現，在股權結構上，股權集中度與商譽減值無顯著相關性，而股權制衡度與商譽減值的計提和商譽減值率分別在1%和5%的水平上顯著負相關。說明股權制衡度的制衡效果明顯，能夠有效地減少“一股獨大”和“一家之言”可能造成的決策和治理問題，顯著降低商譽減值的計提風險和計提比例。在內外監督方面，監事會規模對商譽減值有負向影響但不顯著，而審計質量與商譽減值的計提和商譽減值率均在1%的顯著性水平上呈負相關性。由此可見，外部四大審計的監督效果更明顯。知名的事務所擁有更專業的審計人員，為了保持自己的名譽，會更加注重提高審計質量，其作為公司內部審計與監督的補充，可以顯著降低公司商譽減值的風險。此外，公司規模、商譽規模和凈資產收益率也與商譽減值顯著相關?；谝陨涎芯拷Y論，本文提出以下相關建議：(1)股權結構方面。改善公司的股權結構，控制第一大控股股東的相對股權比例，保持股權的相對制衡度，從而形成董事會的制衡機制，避免低效并購決策并提高公司內部控制質量。(2)內外監督方面。從內部監督來看，可以適當擴大監事會規模，提高監事會的獨立性和成員的專業知識水平，完善監事會監督激勵和問責制度，發揮其應有的職能。從外部監督來看，審計師應關注公司的盈余管理行為和動機，注重公司商譽等資產減值關鍵審計事項的披露，提高審計質量和信息披露質量。此外，公司可以通過兼任的方式將內部審計和內部監督進行結合，增加獲取監督信息的途徑，完善內部監督體系。同時，將內部審計委員會作為內外監督的橋梁，加強事前監督和后續審計的配合，構建良好的內外監察體系。本文的研究結論豐富了商譽減值的有關研究，且在商譽減值“爆雷”的背景下，相關的建議能夠為后續商譽減值風險的管控提供思路。

作者:薛奇 倪梓涵 徐可 史茜 單位:江南大學商學院