黃莉媛，易顏新，郭金朋

（杭州電子科技大學(xué)，浙江 杭州 310018）

管理層權(quán)力視角下創(chuàng)業(yè)板上市公司商譽減值研究

黃莉媛，易顏新，郭金朋

（杭州電子科技大學(xué)，浙江 杭州 310018）

文章使用2013—2015年我國創(chuàng)業(yè)板上市公司為樣本數(shù)據(jù)，基于管理層權(quán)力視角對商譽減值進行研究。研究發(fā)現(xiàn)，商譽減值損失與管理層所有者權(quán)力顯著負相關(guān)，與組織權(quán)力顯著正相關(guān)。進一步研究結(jié)果顯示，自信程度越高且個人能力權(quán)力越強的管理者更傾向于小額計提商譽減值損失。

管理層權(quán)力；商譽減值；管理者自信

一、引言

商譽是企業(yè)一項重要的無形資源，尤其隨著近幾年企業(yè)間風(fēng)起云涌的并購浪潮，合并商譽在上市公司資產(chǎn)中所占比例越來越大，商譽在資產(chǎn)負債表中占有重要的份額。2006年我國財政部頒布了《企業(yè)會計準(zhǔn)則第8號-資產(chǎn)減值》和《企業(yè)會計準(zhǔn)則第20號-企業(yè)合并》要求企業(yè)在每年年度終了對合并商譽進行減值測試，取締了系統(tǒng)攤銷法。商譽減值的初衷是為了真實反映商譽的公允價值，為資本市場上的投資者提供及時有效的信息（盧煜、曲曉輝，2016）[1]。與此同時，商譽的公允價值依賴于管理層的未來決策。管理層在確定商譽和商譽減值損失的大小過程中起了重要作用。管理權(quán)力是指高級管理者根據(jù)自己意愿行事的能力（Finkelstein，1992[2]；權(quán)小峰，2010[3]），主要包括決策權(quán)、監(jiān)管及監(jiān)督權(quán)和公司事務(wù)執(zhí)行權(quán)。管理權(quán)力理論認為，公司高管層會基于自身利益，運用自身能力對公司決議做出影響。李玉菊等（2010）[4]呼吁國內(nèi)學(xué)者更多地研究商譽問題，但由于其特殊性與復(fù)雜性，商譽至今仍是困擾會計界的難題之一。

目前國內(nèi)學(xué)者主要從盈余管理和公司業(yè)績角度對商譽減值影響因素進行探究。本文基于管理層權(quán)力視角，實證檢驗了上市公司管理層對企業(yè)商譽減值產(chǎn)生的影響。本研究有以下方面的貢獻：第一，迎合了目前國內(nèi)學(xué)者對商譽減值準(zhǔn)備關(guān)注的呼吁，結(jié)合高層梯隊理論，從管理層權(quán)力這一新視角對商譽減值損失的影響因素進行分析，也為商譽減值的預(yù)測模型提供一些新路徑；第二，拓寬了國內(nèi)關(guān)于管理層權(quán)力的研究范圍。

二、文獻回顧及研究假設(shè)的提出

近年來，不少國內(nèi)外學(xué)者對商譽減值的影響因素進行了研究。Bens（2006）[5]研究認為，股票市場表現(xiàn)、債務(wù)契約、薪酬激勵、高管變更和交易所退市規(guī)定等都會對商譽減值產(chǎn)生影響。Abughazaleh等（2011）[6]發(fā)現(xiàn)，公司治理與商譽減值損失顯著相關(guān)，公司治理越有效，商譽減值損失價值相關(guān)性越高。Olante（2013）[7]研究發(fā)現(xiàn)有近40%的商譽減值損失是由收購時被超額支付所造成的，陸正華、戴其力和馬穎翩（2010）[8]實證得出其他資產(chǎn)減值準(zhǔn)備計提率、合并商譽規(guī)模、資產(chǎn)負債率、凈資產(chǎn)收益率等因素對商譽減值測試有顯著影響。Li Sun（2016）[9]實證檢驗了管理者能力對商譽減值的正向影響。其他研究探討了管理者的機會主義行為在確定商譽減值中的作用。Li（2009）[10]認為，管理層利用SFAS 142賦予的酌情權(quán)來延遲商譽減值。同樣，Ramanna 和 Watts（2012）[11]也認為，管理人員會基于其私人利益，如薪酬、聲譽和債務(wù)契約的考慮而避免商譽減值。國內(nèi)學(xué)者陸正華等（2010），董曉潔（2014）[12]、王秀麗（2015）[13]等認為上市公司合并商譽減值測試存在明顯的盈余管理動機。盧煜、曲曉輝（2016）以2007—2013年中國A股上市公司為樣本研究發(fā)現(xiàn)，商譽減值存在盈余管理動機，具體表現(xiàn)為盈余平滑動機和洗大澡動機，并且受到一系列其他因素影響，包括公司業(yè)績、CEO特征、債務(wù)與薪酬契約以及監(jiān)督機制，并證實了審計質(zhì)量和股權(quán)集中度對商譽減值的盈余管理動機有抑制作用。

新會計準(zhǔn)則實際上在確定商譽的公允價值上把更多的責(zé)任給予了管理者（Hayn and Hughes，2006）[14]，準(zhǔn)則要求管理層估計商譽的公允價值進而決定商譽是否減值，利用公允價值傳遞商譽未來現(xiàn)金流的信息，為報告使用者提供了有關(guān)企業(yè)商譽的更有用和更相關(guān)的信息。而且，管理層對商譽減值損失的確認時間和確認數(shù)量有相當(dāng)大的自由裁量權(quán)。據(jù)高層梯隊理論，高管的人口特征可以反映高管的價值觀等心理特征，而管理者的價值觀等影響著管理者對事物的判斷的處理能力。

目前國內(nèi)外學(xué)者研究了管理層權(quán)力與薪酬（Grinstein and Hribar，2004[15]；權(quán)小鋒，2010；傅頎等，2014[16]）、在職消費（張鐵鑄等，2014）[17]、現(xiàn)金持有（楊興全等，2014）[18]、投資效率（王茂林等，2014）[19]等方面的影響。商譽減值是基于商譽的公允價值，需要運用估值技術(shù)并對各種輸入值進行估計，涉及大量主觀判斷，為管理層利用自身權(quán)力對商譽減值造成影響提供空間。Finkelstein（1992）[20]從所有權(quán)權(quán)力、組織權(quán)力、專家權(quán)力和聲望權(quán)力四個維度提出了衡量管理層權(quán)力的框架，權(quán)小鋒等（2010）也借鑒了上述四個維度衡量公司管理層權(quán)力。Kim et al.（2011）[21]將專家權(quán)力和聲望權(quán)力合并為管理層的個人能力權(quán)力，而后，趙息、許寧寧（2013）[22]采用了所有權(quán)權(quán)力、組織權(quán)力、個人能力權(quán)力三個維度衡量管理層權(quán)力。本文借鑒以上學(xué)者的研究，選用管理層持股比例度量所有權(quán)權(quán)力、用董事長與總經(jīng)理是否兩職合一來度量管理層的組織權(quán)力、用CEO任期度量個人能力權(quán)力，從以上三個方面去探究管理層權(quán)力對商譽減值的影響。

管理層持股比例大，即管理層的所有權(quán)權(quán)力集中，管理層通過持有所在企業(yè)的股份，降低所有權(quán)與經(jīng)營權(quán)的分離程度，可以使其個人利益與公司利益相結(jié)合，那么管理層在計提商譽減值損失會越謹慎。因此本文提出假設(shè)1：

H1：管理層所有者權(quán)力與商譽減值負相關(guān)

有效契約觀認為包括董事會監(jiān)控在內(nèi)的內(nèi)部控制制度能督促管理者在會計政策選擇時合理運用盈余管理。如果公司的董事長兼任總經(jīng)理，即管理層的組織權(quán)力集中，那么董事會對其行為的限制作用小，對其在商譽減值中可能存在的機會主義行為無法加以制約。因此，本文提出假設(shè)2：

H2：管理層組織權(quán)力與商譽減值計提正相關(guān)

Brochet和 Welch（2011）[23]研究認為有更專業(yè)從業(yè)經(jīng)驗的CFO更傾向于小額確認商譽減值。盧煜、曲曉輝（2016）也認為管理層的經(jīng)驗會影響商譽減值。管理者任期越長，經(jīng)驗越豐富，一方面專業(yè)水平高，另一方面業(yè)界聲譽高，其個人能力權(quán)力集中?？赡苡捎谧陨磔^高的經(jīng)營能力或者出于聲譽考慮，管理者越少計提商譽減值損失。因此，本文提出假設(shè)3：

H3：管理層個人能力權(quán)力與商譽減值損失負相關(guān)

三、研究設(shè)計

（一）樣本數(shù)據(jù)及來源

本文的研究選取2013—2015年有商譽的創(chuàng)業(yè)板上市公司作為初始樣本。選擇2013年以后創(chuàng)業(yè)板上市公司為研究對象主要基于以下考慮：2013年以來并購浪潮使得有商譽的樣本大大增加；創(chuàng)業(yè)板上市公司具有高科技、高成長性，其并購商譽具有高溢價、高風(fēng)險性，更易于發(fā)生商譽減值損失。在研究過程中，根據(jù)研究需要對樣本進行了如下篩選：（1）剔除金融保險類、ST及已經(jīng)退市的樣本公司；（2）剔除數(shù)據(jù)缺失及中間數(shù)據(jù)不連續(xù)的樣本。最終，本文得到495個樣本觀測值，其中有77個觀測值計提了商譽減值損失。本文商譽減值損失數(shù)據(jù)來自wind數(shù)據(jù)庫，其余數(shù)據(jù)來自國泰安CSMAR數(shù)據(jù)庫。此外，為了降低離群值對文章結(jié)論的影響，我們對所有連續(xù)變量都進行了上下1%的winsorize處理。

（二）研究變量

1.商譽減值。分別用商譽減值金額除以上年期末商譽凈額的連續(xù)變量以及是否發(fā)生商譽減值的虛擬變量進行衡量。

2.控制變量。參考盧 煜、曲曉輝（2016）、王秀麗（2015）、Li Sun（2016）的研究，本文用公司業(yè)績控制商譽減值的經(jīng)濟影響因素，選取債務(wù)與薪酬契約、內(nèi)部監(jiān)督、外部監(jiān)督三個方面的指標(biāo)對管理層的機會主義行為加以控制。以凈資產(chǎn)報酬率（roe）、營業(yè)收入增長率（growth）來衡量公司業(yè)績，以資產(chǎn)負債率（lev）衡量債務(wù)契約，以獨董比例（inside）衡量內(nèi)部監(jiān)督水平，以會計師事務(wù)所聲譽（Audit）衡量外部監(jiān)督水平。其他控制變量包括管理者自信（glzzx）、其他資產(chǎn)減值損失率（ioa）、商譽規(guī)模（gw）、公司規(guī)模（size）、年份（year）、行業(yè)（industry）。

表1 變量定義

（三）構(gòu)建模型

上市公司商譽減值計提與否是個二元選擇，本文借鑒王秀麗（2015）構(gòu)建Logistic模型檢驗管理層權(quán)力對是否計提商譽減值的影響。

本文借鑒盧煜等（2016）、王秀麗（2015）構(gòu)建Tobit模型檢驗管理層權(quán)力對商譽減值損失金額的影響。

四、實證結(jié)果與分析

（一）描述性和相關(guān)性分析

1.描述性分析。本文按照是否發(fā)生商譽減值對樣本分組進行描述性統(tǒng)計，結(jié)果見表2。商譽減值損失率均值為0.296 8，最小值為0，最大值為1。所有者權(quán)力方面，發(fā)生商譽減值的公司其管理層持股比例的均值、最小值、p25、p50和最大值都明顯低于未發(fā)生商譽減值的公司，這表明，所有者權(quán)力與商譽減值負相關(guān)。組織權(quán)力上，發(fā)生減值損失的公司均值0.288 8低于未發(fā)生減值損失的公司均值0.346 2，與本文預(yù)期一致。個人能力權(quán)力方面，發(fā)生減值損失的公司均值、p25和p50低于未發(fā)生減值損失的公司。發(fā)生減值損失的公司的營業(yè)收入增長率（growth）和凈資產(chǎn)收益率（roe）均值都低于未發(fā)生減值損失的公司，說明商譽減值與公司業(yè)績負相關(guān)。其他變量值都在合理范圍內(nèi)。

2.相關(guān)性分析。表3報告了主要變量的spearman相關(guān)關(guān)系。根據(jù)下表，我們發(fā)現(xiàn)，商譽減值損失與管理層持股比例、董事長與總經(jīng)理是否兩職合一僅呈微弱相關(guān)性，且管理層持股比例與商譽減值損失呈正相關(guān)，它們之間的關(guān)系要結(jié)合多元回歸結(jié)果加以進一步分析。商譽減值損失與個人能力權(quán)力負相關(guān)。商譽規(guī)模與公司規(guī)模相關(guān)系數(shù)較大，因為商譽是公司資產(chǎn)的一部分。其他變量之間的相關(guān)系數(shù)均小于0.5。對回歸模型中各變量的多重共線性進行檢驗的結(jié)果顯示模型不存在嚴(yán)重的多重共線性問題。

（二）管理層權(quán)力與商譽減值分析

表2 變量的描述性統(tǒng)計表

表3 主要變量的spearman相關(guān)系數(shù)矩陣

表4的回歸結(jié)果顯示，管理層權(quán)力與公司是否計提商譽減值無顯著關(guān)系。凈資產(chǎn)收益率（roe）和商譽規(guī)模（gw）與公司商譽減值會計政策選擇呈顯著相關(guān)性。對于創(chuàng)業(yè)板公司而言，公司業(yè)績好，公司發(fā)展?jié)摯?，社會聲譽高，越不容易發(fā)生商譽減值。而公司商譽規(guī)模越大，上市公司所擁有的合并商譽減值盈余操縱空間越大，越容易計提商譽減值。

表5的回歸結(jié)果顯示，管理層持股比例與商譽減值損失率在5%的水平下顯著負相關(guān)，管理層所有權(quán)權(quán)力越大，公司績效與管理者自身利益相關(guān)性越大，管理者在計提商譽減值損失金額時越小心謹慎。兩職合一指標(biāo)與商譽減值損失率在1%的水平下顯著正相關(guān)，管理層組織權(quán)力越大，公司董事會等對其監(jiān)督制約越弱，管理者越容易運用自身權(quán)力通過商譽減值進行盈余管理。而管理者任期與商譽減值損失率是負相關(guān)，但并沒有顯著的相關(guān)性。公司業(yè)績方面，商譽減值損失率與營業(yè)收入增長率（growth）和凈資產(chǎn)收益率（roe）顯著負相關(guān)，說明創(chuàng)業(yè)板上市公司商譽減值受經(jīng)濟因素影響大。

表4 管理層權(quán)力與商譽減值計提的logit回歸結(jié)果

表5 管理層權(quán)力與商譽減值損失的Tobit回歸結(jié)果

五、進一步檢驗

CEO任期與商譽減值損失之間的相關(guān)性不顯著，可能是由于商譽減值是基于對未來商譽現(xiàn)金流的估計，這不僅取決管理者本身的經(jīng)營能力，還取決于其對自身能力的自信程度。管理者作為公司重要戰(zhàn)略的制定者，其自信程度會影響企業(yè)的財務(wù)決策（Deshmukh等，2013）[24]。為了進一步檢驗管理層個人能力權(quán)力與商譽減值損失的關(guān)系，本文在模型（2）基礎(chǔ)上加入了CEO任期與管理者自信交叉項ten_glzzx進行多元回歸，結(jié)果如表6所示。

表6 管理層權(quán)力、管理者自信與商譽減值損失的實證結(jié)果

表6回歸結(jié)果顯示，管理者任期與管理者自信交叉項與商譽減值損失率在10%水平下負相關(guān)，即管理者越自信、任期越長，計提商譽減值損失幅度越小。當(dāng)管理者對自己的個人能力越有自信，對公司未來業(yè)績也越有自信，越少計提商譽減值損失。

六、結(jié)論

本文基于管理層權(quán)力的視角，以管理層持股比例、董事長與總經(jīng)理兼任情況、總經(jīng)理任期作為衡量指標(biāo)，分別構(gòu)建出管理層所有者權(quán)力、組織權(quán)力和個人能力權(quán)力三個方面，并利用2013—2015年度我國創(chuàng)業(yè)板上市公司的樣本數(shù)據(jù)，首次探討了創(chuàng)業(yè)板公司管理層權(quán)力對商譽減值的影響。研究發(fā)現(xiàn)，管理層權(quán)力對計提商譽減值會計政策選擇沒有影響，但對商譽減值損失率有顯著影響。具體而言，管理層所有者權(quán)力越大，商譽減值損失越少；管理層組織權(quán)力越大，商譽減值損失越大。進一步檢驗顯示，公司管理層個人能力權(quán)力越大且越自信，商譽減值損失越小。經(jīng)過穩(wěn)健性檢驗之后，上述研究結(jié)論未發(fā)生改變。本文的研究結(jié)論對從管理層治理角度評價商譽減值準(zhǔn)則實施效果有重要的積極意義。未來可從樣本選擇以及產(chǎn)權(quán)性質(zhì)等方面進行進一步研究。

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（責(zé)任編輯：D 校對：R）

F276.6

A

1004-2768（2017）05-0130-06

2017-02-27

黃莉緩（1993-），女，江西贛州人，杭州電子科技大學(xué)碩士研究生，研究方向：會計；易顏新（1972-），男，河北石家莊人，博士，杭州電子科技大學(xué)教授，研究方向：會計；郭金朋（1991-），男，河北晉州人，杭州電子科技大學(xué)碩士研究生，研究方向：控制科學(xué)與工程。