許靜靜 王寬亮

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

一、引言

受政策影響，2014年以來，我國并購重組事件呈爆發(fā)式增長，其中高估值、高業(yè)績承諾的“雙高”現(xiàn)象推動A股市場商譽總額一路攀升(高榴和袁詩淼，2017)[17]。根據(jù)國泰安數(shù)據(jù)的統(tǒng)計，我國A股市場的商譽總額在2016年首次突破萬億元大關(guān)，且在隨后幾年一直維持在1.3萬億元左右。巨額商譽意味著未來可能發(fā)生巨額減值而使企業(yè)面臨風(fēng)險，因此，商譽及其減值的經(jīng)濟后果引起了學(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)注商譽及商譽減值對企業(yè)避稅行為的影響。

企業(yè)避稅被認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，也包含基于機會主義動機的非法抵扣。避稅雖然降低了企業(yè)現(xiàn)金流的支出，但卻帶來了國家和企業(yè)之間、股東與管理層之間的利益沖突(Crocker and Slemrod，2005)[5]，且對企業(yè)自身也存在諸多不利影響(汪猛和徐經(jīng)長，2016；代彬等，2016)[24][14]?，F(xiàn)有文獻表明，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]和信息不對稱(蔡宏標和饒品貴，2015)[11]是促使企業(yè)避稅的兩大主要因素。而商譽在其產(chǎn)生及后續(xù)的會計處理中堆積了大量的信息不對稱(傅超等，2015；謝紀剛和張秋生，2013)[16][25]，這種信息不對稱加大了外部人識別企業(yè)非常規(guī)交易、對相關(guān)信息進行解讀及監(jiān)管的難度，從而為企業(yè)避稅提供了機會及掩護，使得高商譽企業(yè)有著更高的避稅程度；后續(xù)的計提商譽減值則是緩解了商譽中的信息不對稱，對企業(yè)避稅產(chǎn)生抑制作用。

本文的研究貢獻主要有以下三個方面：(1)證明了商譽對避稅產(chǎn)生影響的一個重要機制在于商譽數(shù)據(jù)中積累了大量信息不對稱，這一結(jié)果為理解商譽負面經(jīng)濟后果及商譽治理提供了思路。超額商譽對企業(yè)及市場都有負面影響，在既有的達萬億元規(guī)模的A股企業(yè)商譽背景下，如何治理商譽是監(jiān)管層所關(guān)注的。本文的結(jié)論表明，在現(xiàn)有準則背景下，應(yīng)當加大對高商譽企業(yè)相關(guān)信息披露的要求，對商譽的產(chǎn)生及其后續(xù)處理的全過程信息披露加強監(jiān)管，提高相關(guān)信息透明度，降低內(nèi)外部的信息不對稱。(2)與以往文獻大多認為商譽減值是企業(yè)進行“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)了商譽減值同時也可以緩解商譽所導(dǎo)致的信息不對稱，幫助外界了解被并購標的產(chǎn)生超額經(jīng)濟利益能力的下滑及協(xié)同效應(yīng)減弱的情況，從而有助于外界對企業(yè)進行恰當評估、降低商譽風(fēng)險，體現(xiàn)了商譽減值的積極面，說明了促使企業(yè)適時減值的必要性及重要性。(3)以企業(yè)避稅為切入點，為現(xiàn)行會計處理下的商譽所導(dǎo)致的負面經(jīng)濟后果提供了新證據(jù)，豐富了有關(guān)商譽的研究，同時也豐富了企業(yè)避稅領(lǐng)域的研究。

二、文獻回顧與假設(shè)提出

(一)文獻回顧

在關(guān)于“商譽”的相關(guān)研究中，針對其經(jīng)濟后果的探討相對較多，且大多數(shù)文獻都指出高額商譽所帶來的負面效應(yīng)，如張新民和祝繼高(2019)[29]、鄭海英等(2014)[31]均發(fā)現(xiàn)，高額商譽將導(dǎo)致企業(yè)市場價值和長期業(yè)績下降。周澤將等(2019)[32]研究發(fā)現(xiàn)，企業(yè)商譽增加了經(jīng)營的不確定性，而這種不確定同樣反映在市場表現(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)擁有大額商譽的企業(yè)增加了審計的不確定性與審計風(fēng)險，使得被審計單位需要承擔(dān)更多的審計費用。在會計處理上，準則要求企業(yè)每年對商譽做減值測試，當有減值跡象時，應(yīng)當對其進行及時減值。然而，企業(yè)計提商譽減值容易引發(fā)市場的向下反應(yīng)(Bens et al.，2011)[2]，如韓宏穩(wěn)等(2019)[18]發(fā)現(xiàn)商譽減值對股價崩盤風(fēng)險具有顯著正向影響。有研究認為，企業(yè)在商譽減值決策中擁有絕對的自由裁量權(quán)，導(dǎo)致商譽減值中存在較多盈余管理的因素，這些盈余管理動機主要來源于政治壓力(Ramanna，2008)[9]和管理層機會主義(Ayres et al.，2019)[1]，表現(xiàn)為管理層為了達到“洗大澡”、收入平滑、避免損失報告等目的而擇機進行減值(Choi and Nam，2020)[4]，因而導(dǎo)致對商譽減值的計提往往不及時(Li and Sloan，2017)[7]。針對高商譽及其減值帶來的問題，有些學(xué)者從監(jiān)管角度入手，提供了一些應(yīng)對策略(任雅萍，2018；孫瑞澤，2020)[22][23]。

由現(xiàn)有文獻可以看出，商譽對企業(yè)造成了很多負面影響，這主要是由于商譽在確認、計量及后續(xù)處理中所帶來的信息不對稱與管理者所擁有的自由裁量權(quán)。商譽中累積的信息不對稱為避稅提供了機會，從而使得商譽對企業(yè)避稅行為產(chǎn)生影響。

(二)研究假設(shè)

企業(yè)擁有的巨額商譽與會計信息不對稱密切相關(guān)(傅超等，2015；謝紀剛和張秋生，2013)[16][25]，這種信息不對稱來自于商譽的產(chǎn)生以及后續(xù)處理的全過程。

首先，從商譽的產(chǎn)生看，企業(yè)在合并過程中產(chǎn)生的商譽是否真實地反映了應(yīng)當支付的溢價，本身就存疑。一方面，合理的商譽包括被并購標的未來產(chǎn)生的超額經(jīng)濟利益，以及協(xié)同效應(yīng)帶來的價值。然而，商譽也可能包括過度支付部分，如管理層的過度自信(李丹蒙等，2018)[19]、自身利益等因素都會促使其支付過高的對價，這些因素與動機并不能完全體現(xiàn)在商譽的會計計量和報告中，導(dǎo)致外部人對于賬面商譽的“信息含量”了解不足。另一方面，企業(yè)在商譽后續(xù)的減值決策上擁有較大自主裁量權(quán)，使得商譽數(shù)據(jù)及報表盈余數(shù)據(jù)失真，會計信息質(zhì)量下降，外部人難以利用會計信息對企業(yè)進行恰當評估。鄭春美和李曉(2018)[30]、葉建芳等(2016)[27]的研究都證明了企業(yè)擁有巨額商譽會增加會計信息不對稱，而這種信息不對稱剛好為企業(yè)避稅行為提供了“掩護”(蔡宏標和饒品貴，2015)[11]，因為避稅需要采取復(fù)雜且不透明的交易(葉康濤和劉行，2014)[28]，同時也需要不透明的信息來規(guī)避外界對企業(yè)業(yè)務(wù)的解讀及稅收部門的監(jiān)管(Chen and Chu，2005)[3]。商譽導(dǎo)致的信息不對稱又會影響企業(yè)避稅行為。巨額商譽來源于高溢價并購，這些并購?fù)殡S著被并購企業(yè)的高業(yè)績承諾。為了達到業(yè)績承諾，被并購企業(yè)大多會進行一定程度的業(yè)績操控以避免因未達業(yè)績承諾而進行補償。這就意味著高商譽企業(yè)的報表數(shù)據(jù)“水分”往往較大，會計信息質(zhì)量較低，為企業(yè)設(shè)計復(fù)雜且不透明的交易來進行避稅行為提供了動機與便利。

其次，從商譽的后續(xù)處理看，由于準則賦予了企業(yè)在商譽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)不夠真實客觀，企業(yè)的會計信息可比性較差，進而加大了外界識別公司非常規(guī)業(yè)務(wù)及對企業(yè)信息進行解讀的難度，為其避稅活動提供了掩護(李青原和王露萌，2019)[20]。因此，商譽在產(chǎn)生及后續(xù)處理全過程中累積的信息不對稱，加大了外部人及監(jiān)管方對企業(yè)業(yè)務(wù)的識別及判斷難度，降低了避稅成本，為企業(yè)實施避稅行為提供了便利。綜上所述，本文提出以下假設(shè)：

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

基于均值回歸效應(yīng)，超額回報能力、協(xié)同效應(yīng)都不會一直持續(xù)下去，當被并購方產(chǎn)生經(jīng)濟利益的能力下滑，或者是協(xié)同效應(yīng)減弱，并購企業(yè)都應(yīng)該計提商譽減值。然而，作為商譽唯一的后續(xù)處理方式，“減值”決策的話語權(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)機會主義傾向。在這種情況下，就算被并購方產(chǎn)生經(jīng)濟利益的能力已經(jīng)出現(xiàn)下滑跡象，或者是協(xié)同效應(yīng)減弱甚至消失，只要并購方利用在減值決策上的話語權(quán)不計提減值，外部人就無從知曉這一事實。

這種信息不對稱將隨著企業(yè)計提商譽減值而得到緩解。如果企業(yè)計提了商譽減值，則相當于企業(yè)拿掉了“遮羞布”，主動把真相公布于眾。雖然這其中也可能伴隨企業(yè)“洗大澡”的機會主義行為，但可以肯定的是，外部人能夠通過減值了解到商譽價值在發(fā)生毀損，并購標的產(chǎn)生超額回報的能力在下滑、協(xié)同效應(yīng)在減弱，從而使得商譽數(shù)據(jù)上的“信息不對稱”得以緩解，商譽數(shù)據(jù)更加真實客觀。因此，本文認為商譽減值會緩解商譽中的“信息不對稱”，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?；诖耍疚奶岢鲆韵录僭O(shè)：

H2：商譽減值與企業(yè)避稅負相關(guān)，即計提商譽減值能夠抑制企業(yè)避稅。

三、研究設(shè)計

(一)模型與變量

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

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DDBTD：

其中，BTD為會計-稅收差異，其算法為利潤總額與應(yīng)納稅所得額之差除以期初總資產(chǎn)，應(yīng)納稅所得額的計算方式為所得稅費用與遞延所得稅費用之差與名義稅率的比值。TACC為當年應(yīng)計項目總額，等于凈利潤與經(jīng)營活動產(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被認為是企業(yè)稅負差異中不隨時間變化的部分，具有固定特征，而εi,t則代表企業(yè)稅負差異中變動差異部分，而DDBTD就是該兩部分之和，代表會計-稅收差異(BTD)中不能為應(yīng)計項目所解釋的兩部分，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(Goodwill)，計算方式為企業(yè)期末商譽凈額與企業(yè)總資產(chǎn)的比值；假設(shè)2的主解釋變量為商譽減值(GW_imp)，計算方式為當年計提的商譽減值與總資產(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)負債率(Lev)、總資產(chǎn)收益率(Roa)、企業(yè)成長能力(Grow)、無形資本密集度(Intan)、期間費用率(Sale)、當年是否虧損(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)、是否為國企(Soe)、是否經(jīng)過由中注協(xié)排名的全國前十大會計師事務(wù)所審計(Big10)，以及年份(Year)和行業(yè)(Ind)虛擬變量。各變量的定義詳見表1。

表1 變量定義

(二)樣本數(shù)據(jù)

我國的并購熱潮自2014年開始，因此，本文選取了2014―2019年我國A股上市公司樣本進行檢驗。本文按照以下順序?qū)颖具M行了篩選：(1)剔除金融和保險類上市公司；(2)剔除ST、ST*、PT的上市公司；(3)剔除資產(chǎn)負債率大于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，得到滿足商譽回歸的有效樣本量為8720，滿足商譽減值回歸的有效樣本量為3147。具體的樣本篩選過程見表2。數(shù)據(jù)來源于國泰安數(shù)據(jù)庫(CSMAR)，為了減輕極端值的影響，本文在1%和99%分位進行縮尾處理。本文所使用的統(tǒng)計軟件為STATA 15.0。

表2 樣本選擇過程

樣本的描述性統(tǒng)計結(jié)果見表3。DDBTD的均值為-0.009，中位數(shù)為-0.003，這兩個指標小于零，說明我國允許扣除的項目較小或收入的確認比較嚴格；Goodwill的均值為0.051，平均來看，企業(yè)商譽金額占資產(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，這表明有超過半數(shù)企業(yè)在當年未計提商譽減值?？刂谱兞糠矫?，樣本中非國有企業(yè)占據(jù)多數(shù)，大約有64%；大約58%的企業(yè)財務(wù)報表經(jīng)過了國內(nèi)前十大審計，在樣本中占比相對較多。另外，公司第一大股東的平均持股比率達到約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，這些管理層個人特征均會對其做出的決策產(chǎn)生影響。

表3 變量描述性統(tǒng)計結(jié)果

四、實證結(jié)果與分析

(一)回歸結(jié)果

表4列示了商譽對企業(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?？梢钥吹?，在回歸(2)中，Goodwill的系數(shù)為0.020，且在1%水平下顯著，說明商譽金額越大，企業(yè)避稅程度越高，支持了本文假設(shè)1，說明商譽數(shù)據(jù)中積累的信息不對稱為企業(yè)避稅創(chuàng)造了有利條件，使得高商譽企業(yè)表現(xiàn)出更高的避稅程度。

表4 商譽對企業(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?？梢钥吹剑瑑蓚€回歸中商譽減值GW_imp的系數(shù)都顯著為負，說明商譽減值金額越大，企業(yè)避稅程度越低，這表明計提商譽減值能夠抑制企業(yè)避稅，支持了本文假設(shè)2。

表5 商譽減值對企業(yè)避稅影響的回歸結(jié)果

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

(二)進一步檢驗

1.基于“信息不對稱”的機制檢驗

在進一步檢驗中，本文首先利用機制檢驗，探究商譽是否通過增加企業(yè)信息不對稱，為企業(yè)避稅行為提供掩護；以及商譽減值是否通過緩解信息不對稱，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)衡量信息不對稱，該指標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行的評級。本文將評級為“A”的企業(yè)賦值為1，非“A”類企業(yè)為0。相對于其他衡量信息不對稱的指標，該指標更為客觀，更能規(guī)避企業(yè)內(nèi)生選擇因素對衡量指標的影響。表6中回歸(1)(2)分別為假設(shè)1及假設(shè)2，檢驗商譽及商譽減值對避稅的影響，回歸(3)(4)分別利用Tobit回歸檢驗了商譽及商譽減值對信息不對稱程的影響，回歸(5)考察信息不對稱程度對避稅的影響。結(jié)果顯示，在回歸(3)中，商譽(Goodwill)的系數(shù)顯著為負，說明商譽加劇了信息不對稱程度回歸(4)中，商譽減值(GW_imp)的系數(shù)顯著為正，表明企業(yè)計提商譽減值能夠緩解信息不對稱；回歸(5)中，信息不對稱(Opacity)的系數(shù)顯著為負，說明信息不對稱有利于企業(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，信息不對稱是商譽與商譽減值對企業(yè)避稅產(chǎn)生影響的重要機制，即高商譽中累積了信息不對稱，為企業(yè)避稅提供了掩護，而商譽減值能夠降低信息不對稱，從而抑制企業(yè)避稅?？偟膩碚f，機制檢驗的結(jié)果從側(cè)面支持了假設(shè)。

表6 信息不對稱的機制檢驗

2.截面差異檢驗

上文檢驗結(jié)果證實，商譽對企業(yè)避稅程度的影響主要是通過信息不對稱這條路徑。如果這一假設(shè)成立，應(yīng)該觀察到企業(yè)間信息不對稱程度的差異將會影響商譽對企業(yè)避稅程度的影響。因此，本文檢驗了信息不對稱程度的差異在商譽對企業(yè)避稅影響中所起的調(diào)節(jié)作用。具體來說，本文檢驗了企業(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(Big10)以及分析師出具的報告數(shù)量(Report)。獲得上交所和深交所信息透明度A級評級的企業(yè)在信息披露中運作規(guī)范，披露質(zhì)量較高，因而信息不對稱程度較低；高質(zhì)量的審計作為一種外部監(jiān)督手段，能夠提高會計信息質(zhì)量，降低企業(yè)信息不對稱程度；而分析師作為外部專業(yè)第三方，通過研究報告形式對企業(yè)進行監(jiān)督，從而降低企業(yè)的信息不對稱。基于上文的結(jié)果，預(yù)期在信息透明度A級評級企業(yè)、由國內(nèi)十大審計企業(yè)、分析師發(fā)布報告多的企業(yè)中，商譽對避稅的影響更弱。具體檢驗結(jié)果見表7的回歸(1)至回歸(6)。

表7 企業(yè)商譽對避稅影響的分組檢驗

由表7的回歸(1)(2)可以看到，在非A評級企業(yè)中，商譽對于企業(yè)避稅程度呈顯著正向影響，而在A級評級的企業(yè)中，商譽對避稅沒有顯著影響，且兩者系數(shù)差異在統(tǒng)計上顯著，支持了預(yù)期。另外，回歸(3)(4)列示了由非十大、十大所審計的企業(yè)中商譽對避稅的影響結(jié)果，可以看到，在“非十大”審計組中，商譽對避稅有著顯著正向影響，而在“十大”審計組中，商譽對企業(yè)避稅并沒有顯著影響，但兩組回歸中商譽系數(shù)之間的差異在統(tǒng)計上并不顯著?；貧w(5)(6)是根據(jù)分析師出具研報數(shù)量的分組檢驗，結(jié)果顯示，在出具研報數(shù)較多(高于中位數(shù))與較少(低于中位數(shù))的企業(yè)中，商譽對企業(yè)避稅程度都呈現(xiàn)顯著正向影響，但兩組回歸中商譽系數(shù)的差異在統(tǒng)計上也不顯著。這些結(jié)果說明，諸如高質(zhì)量審計、分析師跟蹤這些外部監(jiān)督機制并沒有減輕商譽對企業(yè)避稅的影響，這可能是因為商譽產(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稱，但起到的作用有限。

此外，本文也檢驗了商譽對避稅的影響在不同性質(zhì)企業(yè)中的差別，即在國企、非國企中是否有差異。國有企業(yè)、非國有企業(yè)的避稅動機及所受到的監(jiān)管程度有較大差別，商譽對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)，在非國有企業(yè)中，商譽對避稅有顯著促進作用，但這種顯著的促進作用并沒有發(fā)生在國有企業(yè)中。產(chǎn)生以上結(jié)果的原因可能是，國有企業(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)，相比于非國有企業(yè)，其避稅動機較低。

五、穩(wěn)健性檢驗

(一)對內(nèi)生性的控制

高商譽企業(yè)與低商譽企業(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)果可能是因為這些固有差異而帶來的。針對高、低商譽兩組企業(yè)的控制變量的t檢驗結(jié)果(見表8)顯示，兩組企業(yè)在公司基本面、治理等指標上都存在顯著差異?；诖?，本文用PSM配對后的樣本重新進行回歸(具體來說，將控制變量作為配對變量，為高商譽組企業(yè)選擇一個得分最近的低商譽組企業(yè))，相應(yīng)的檢驗結(jié)果見表9的回歸(1)。另外，為了避免因遺漏那些不隨時間變化的公司特質(zhì)因素對結(jié)果的影響，本文采用了公司層面固定效應(yīng)模型分別對假設(shè)1、2進行檢驗，相關(guān)結(jié)果見表9的回歸(2)和回歸(3)?？梢钥吹剑琍SM配對檢驗結(jié)果與固定效應(yīng)模型檢驗結(jié)果都與上文的主檢驗結(jié)果保持一致，說明結(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

表9 PSM匹配后回歸和固定效應(yīng)模型回歸檢驗

(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，為保證結(jié)果的穩(wěn)健性，本文采用會計-稅收差異(BTD)進行回歸，該指標數(shù)值越大，表示企業(yè)避稅程度越高，相關(guān)結(jié)果見表10的回歸(1)和回歸(2)；在表10的回歸(3)和回歸(4)中，分別刪除了商譽為零、商譽減值為零樣本重新進行檢驗；在回歸(5)中，改用“企業(yè)當年是否新增商譽(Gw_add)”替代假設(shè)1的主自變量Goodwill重新進行檢驗；在回歸(6)中，改用“企業(yè)當年是否有計提商譽減值(GW_impd)”這一虛擬變量替代假設(shè)2的主自變量GW_imp重新進行檢驗。由表10可見，所有的檢驗結(jié)果都與上文的主檢驗結(jié)果保持一致，表明了本文相關(guān)檢驗結(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”的影響

商譽來源于企業(yè)溢價并購，因此商譽對企業(yè)避稅的影響需要考慮并購本身對于避稅可能造成的影響。基于此，本文加入變量“企業(yè)是否并購(Mer)”來控制企業(yè)并購行為對結(jié)果的影響，具體來說，若企業(yè)當年發(fā)生了并購，則Mer取1，否則為0。在表11的回歸(1)中，把企業(yè)并購Mer作為遺漏變量加入主檢驗?zāi)Ｐ椭校Y(jié)果表明，在控制了并購之后，商譽對企業(yè)避稅仍然有顯著的正向影響；在回歸(2)中，將企業(yè)并購Mer加入到商譽對企業(yè)信息不對稱影響的檢驗?zāi)Ｐ椭?，結(jié)果和上文一致，商譽仍表現(xiàn)出對信息不對稱的加?。欢诳刂屏松套u的情況下，并購行為本身沒有對信息不對稱產(chǎn)生顯著影響。這一結(jié)果也從側(cè)面反映出并非并購行為本身，而是高溢價并購所產(chǎn)生的商譽造成了信息不對稱，使其為企業(yè)避稅提供了便利，促進了企業(yè)避稅行為。

表11 企業(yè)并購對于結(jié)果影響的檢驗

六、結(jié)論與建議

本文利用2014―2019年我國上市公司數(shù)據(jù)，實證研究了商譽及商譽減值對企業(yè)避稅的影響。研究發(fā)現(xiàn)，商譽會顯著提高企業(yè)避稅程度，而商譽減值會抑制企業(yè)避稅。產(chǎn)生該結(jié)果的原因主要是商譽的確認及后續(xù)會計處理中累積了大量的信息不對稱，這種信息不對稱為企業(yè)避稅提供了機會與掩護，而計提商譽減值事實上則是緩解了其中的信息不對稱，從而能夠有效降低企業(yè)避稅行為。本文還發(fā)現(xiàn)，商譽對企業(yè)避稅的影響只在信息透明度比較差的企業(yè)中存在；而在國企中，商譽對其避稅并沒有顯著影響，這可能是因為其特殊的納稅動機所致；此外，外部監(jiān)督機制，如前十大事務(wù)所審計、分析師關(guān)注，都沒能抑制商譽對避稅的影響。

本文的研究發(fā)現(xiàn)對相關(guān)監(jiān)管方具有一定參考價值：(1)對高商譽企業(yè)的信息披露加強監(jiān)管。本文發(fā)現(xiàn)，正是由于商譽在確認及后續(xù)處理過程中積累的信息不對稱為企業(yè)避稅行為提供了機會與便利，才使得高商譽企業(yè)產(chǎn)生了較高程度的避稅行為，這說明降低商譽數(shù)據(jù)中的信息不對稱的重要性和在商譽形成及后續(xù)處理全過程中加強信息披露的必要性；該結(jié)果也提醒監(jiān)管方對高商譽企業(yè)的納稅行為應(yīng)當加以關(guān)注。(2)采取手段促使企業(yè)及時減值。商譽減值能夠緩解商譽信息導(dǎo)致的信息不對稱，提高會計信息質(zhì)量，雖然減值常常被認為伴隨著企業(yè)的“洗大澡”行為，但總的來說，減值能夠緩解商譽帶來的風(fēng)險。因此，在當下由企業(yè)自主進行減值測試的準則背景下，審計及相關(guān)監(jiān)管方應(yīng)當采用更有效的手段督促企業(yè)及時減值，而不是“想減就減，不想減就不減”。 ■