李慧媛 （首都經(jīng)濟貿(mào)易大學會計學院 北京 100070）

一、引言

根據(jù)MM理論，在完美有效的資本市場中，企業(yè)在獲得資金方面不會受到約束。然而現(xiàn)實的資本市場存在著信息不對稱等不利因素，相較于內(nèi)部融資方式，企業(yè)從外部融資的成本更高，導(dǎo)致企業(yè)在資金融通方面受到約束。融資約束不利于企業(yè)的可持續(xù)發(fā)展，引起了學術(shù)界和社會公眾的廣泛關(guān)注。雖然我國已經(jīng)逐步完成股權(quán)分置改革，不斷建立健全資本市場體系，經(jīng)濟發(fā)展水平持續(xù)提升，而且對特定企業(yè)（如高新技術(shù)企業(yè)、集成電路設(shè)計企業(yè)、軟件企業(yè)和節(jié)能環(huán)保企業(yè)等）實施了一些扶持和稅收優(yōu)惠措施，但是我國企業(yè)仍然面臨著融資約束問題。融資約束不僅會增加企業(yè)資金短缺的風險和資金使用成本，不利于企業(yè)投資，還會給企業(yè)的經(jīng)營績效和創(chuàng)新等方面造成負面影響，阻礙企業(yè)轉(zhuǎn)型升級和長遠發(fā)展。

隨著資本市場的不斷發(fā)展，很多上市公司選擇通過并購的途徑擴大自身實力。自2014年起，并購重組交易數(shù)量大規(guī)模增長，交易涉及金額也大幅度升高，商譽規(guī)模不斷擴大。我國財政部于2006年頒布的《企業(yè)會計準則第8號——資產(chǎn)減值》規(guī)定，商譽后續(xù)計量的方法由攤銷法改為減值測試法，而且企業(yè)至少應(yīng)當在每年年底針對商譽開展減值測試，當商譽的可收回金額小于賬面價值時，按照兩者之差確認商譽減值損失。實務(wù)中，企業(yè)按照《資產(chǎn)減值》準則的相關(guān)規(guī)定計提商譽減值損失，商譽減值規(guī)模大幅度增加，商譽減值對資本市場造成了潛在的威脅，引起社會的廣泛關(guān)注。商譽減值會引發(fā)負面的市場反應(yīng)（張新民等，2020），造成股價崩盤風險（韓宏穩(wěn)等，2019），也會提高審計師的審計風險，審計師為應(yīng)對潛在的審計失敗風險，可能會采取延長審計工作時間、提高審計費用和增加發(fā)表非標準無保留審計意見概率的方式（朱杰，2021）。

商譽減值帶給企業(yè)的風險不容忽視，企業(yè)面臨的融資約束問題也有待解決，那么投資者和債權(quán)人是否會關(guān)注企業(yè)商譽減值，商譽減值和融資約束之間到底具有何種關(guān)系值得研究。已有研究較少關(guān)注商譽減值對企業(yè)融資約束的影響，因此本文將商譽減值和融資約束置于同一研究框架內(nèi)，探究二者的內(nèi)在聯(lián)系，以期提高企業(yè)對商譽減值的重視程度，也為緩解企業(yè)的融資難題提供相應(yīng)的建議。本文可能的貢獻在于：豐富了商譽減值經(jīng)濟后果的研究；從商譽減值這一具體會計信息出發(fā)，拓展了企業(yè)融資約束影響因素的研究；從內(nèi)部控制和產(chǎn)權(quán)性質(zhì)角度進一步深化商譽減值和融資約束的關(guān)系，同時探究商譽減值影響融資約束的潛在路徑。

二、理論分析與研究假設(shè)

（一）商譽減值與企業(yè)融資約束

已有研究認為，資金供給方與資金需求方之間的信息不對稱是導(dǎo)致企業(yè)面臨融資約束問題的重大原因之一（Fazzari等，1988；Kaplan 和Zingales，1997）。投資者和債權(quán)人在信息掌握方面處于相對劣勢，他們面臨的信息不對稱程度越高，為保護資金安全就越會向企業(yè)要求更高的收益，導(dǎo)致企業(yè)面臨融資約束。商譽減值會加大信息不對稱，向投資者和債權(quán)人主要傳遞出三類負面信息。

第一，商譽減值反映出企業(yè)的并購決策存在失誤。商譽減值會反映出商譽確認不合理，其中包含關(guān)于并購方支付的對價和被并購方可辨認凈資產(chǎn)公允價值方面的評估不合理，以及并購方管理層出于合謀目的，通過溢價并購把資金或控制權(quán)輸送至被并購方的財務(wù)操縱行為。投資者和債權(quán)人會認為商譽減值傳遞出商譽確認不合理的負面信息，對企業(yè)制定并購決策的能力和動機產(chǎn)生質(zhì)疑，認為企業(yè)具有較高的風險，從而謹慎提供資金，不利于企業(yè)融資。

第二，商譽減值反映出企業(yè)并購后的整合能力較低和未來盈利能力較差的負面信息（Li et al.，2011）。商譽減值反映出企業(yè)對被并購方的有效整合能力較低，預(yù)期的并購協(xié)同效應(yīng)較難實現(xiàn)，支持原有商譽經(jīng)濟價值的基礎(chǔ)減少（張新民等，2020）。商譽減值是一項資產(chǎn)減值損失，會直接影響企業(yè)當期業(yè)績，同時也會增加未來盈利能力的不確定性。商譽來源于企業(yè)的溢價并購，而商譽減值表明并購后被并購方的實際效益低于并購方的預(yù)期績效，并購方管理層對被并購方未來的收益持有悲觀的態(tài)度，意味著未來盈利能力有可能下降。投資者和債權(quán)人會認為商譽減值傳遞出企業(yè)未來發(fā)展前景較差的不利信息，從而通過避免提供資金或提高資金使用成本等方式降低風險，這會增加企業(yè)融資約束。

第三，商譽減值反映出并購方和被并購方存在的盈余管理動機。商譽減值測試具有較強的不可核實性（Ramanna和Watts，2012；李明輝等，2021），商譽減值的真實性、及時性和完整性難以得到保證。并購交易中廣泛存在業(yè)績承諾，在業(yè)績承諾期內(nèi)，被并購方為實現(xiàn)業(yè)績承諾，更可能采用短期化經(jīng)營甚至盈余管理的方式提高業(yè)績，這會避免并購方計提商譽減值；但是在業(yè)績承諾期結(jié)束后，由于被并購方不再對業(yè)績負有重大責任，被并購方，特別是前期存在盈余管理的公司，會有較高的業(yè)績下滑風險，從而導(dǎo)致并購方計提較多的商譽減值（原紅旗等，2021），這會增加信息不對稱。同時，并購方管理層為追求更高的自身利益，可能會利用在計提商譽減值方面的較大自由裁量權(quán)實施財務(wù)操縱行為。管理層為減少商譽減值給企業(yè)業(yè)績帶來的負面影響，可能會不計提商譽減值或少計提商譽減值；而且在績效較低的情況下，管理層可能通過計提較多商譽減值的方式為未來的扭虧轉(zhuǎn)盈做準備，或者平滑較高的盈余（盧煜和曲曉輝，2016）。所以商譽減值可能是企業(yè)計提不足或計提過度的結(jié)果，這都會加劇企業(yè)內(nèi)外部的信息不對稱，減少投資者和債權(quán)人對企業(yè)的信任和支持，不利于企業(yè)融資。

綜上所述，無論是商譽減值傳遞出的并購決策失誤、并購整合能力較低和未來盈利能力較差的信息，還是可能包含的盈余管理動機，都會被投資者和債權(quán)人視為負面信號，投資者和債權(quán)人會要求提高收益或避免提供資金，這會對企業(yè)融資造成較大的負面影響。因此，本文提出第一個假設(shè)：

假設(shè)1：商譽減值會顯著加劇企業(yè)融資約束。

（二）內(nèi)部控制的調(diào)節(jié)作用

內(nèi)部控制在公司治理中發(fā)揮著重要的作用，能夠有效增強信息披露的及時性、真實性和完整性，緩解信息不對稱。內(nèi)部控制有效的企業(yè)一般建立健全了較為完備的風險管控體系，有助于管理層及時、充分和謹慎識別并評估并購交易中可能存在的風險，從而能夠制定更加有效、合理和嚴謹?shù)牟①彌Q策，降低商譽確認的不合理性（許罡，2020）。有效的內(nèi)部控制也會促進企業(yè)收集、分析和整合更多的高質(zhì)量信息，提高企業(yè)的評估和議價能力，減少商譽確認的不合理，降低商譽減值風險。有效的內(nèi)部控制能夠降低企業(yè)并購整合風險，促進企業(yè)實現(xiàn)更多的協(xié)同效益，提升并購績效（楊道廣等，2014），也能夠保障管理層及時、全面地獲得減值測試所需信息，以增強商譽減值信息的及時性和可靠性。有效的內(nèi)部控制能夠規(guī)范并且約束企業(yè)管理層在會計信息生成過程中可能發(fā)生的盈余操縱行為，提高會計信息質(zhì)量和透明度（吳益兵，2012），從而減少管理層利用商譽減值進行盈余操縱的動機和空間。內(nèi)部控制有效的企業(yè)，在提高經(jīng)營管理效率方面擁有較多保障，能夠針對商譽減值帶來的不利影響做出及時和準確的應(yīng)對措施，從而使投資者和債權(quán)人認為當前商譽減值的不利狀況只是暫時的，企業(yè)可以憑借較好的經(jīng)營管理能力盡快改善盈利水平，未來的企業(yè)業(yè)績和盈利能力會發(fā)生好轉(zhuǎn)。

綜上所述，有效的內(nèi)部控制能夠幫助企業(yè)制定更加合理的并購決策，提高并購整合能力，提高商譽減值的信息質(zhì)量，緩解信息不對稱，減少商譽減值帶來的不利影響，從而獲得投資者和債權(quán)人更多的信任與支持，這有利于企業(yè)獲得更多資金。因此，本文提出第二個假設(shè)：

假設(shè)2：有效的內(nèi)部控制能夠負向調(diào)節(jié)商譽減值和企業(yè)融資約束之間的正相關(guān)關(guān)系。

三、研究設(shè)計

（一）樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文的研究對象為我國2007—2020年期間的A股上市公司，在此基礎(chǔ)上進一步剔除金融類行業(yè)企業(yè)、ST和*ST企業(yè)，以及重要數(shù)據(jù)有缺失的企業(yè)。本文的商譽減值、前十大股東持股比例和產(chǎn)權(quán)性質(zhì)數(shù)據(jù)源自Wind數(shù)據(jù)庫，內(nèi)部控制數(shù)據(jù)源于迪博數(shù)據(jù)庫，機構(gòu)投資者持股數(shù)據(jù)源于RESSET金融研究數(shù)據(jù)庫，其他所需數(shù)據(jù)來自國泰安CSMAR數(shù)據(jù)庫。本文對上下各1%的樣本數(shù)據(jù)進行Winsorize處理，并通過STATA 14.0處理和分析相關(guān)數(shù)據(jù)。

（二）變量定義

1.被解釋變量。借鑒Musso和Schiavo（2008）、陽佳余和徐敏（2015）、王碧珺等（2015）、魏浩等（2019）、羅長遠和曾帥（2020）的研究，選用七個財務(wù)比率構(gòu)建衡量企業(yè)融資約束程度的綜合性指標（FC）。具體包括：（1）經(jīng)營現(xiàn)金流量比率（經(jīng)營活動產(chǎn)生的現(xiàn)金凈流量/資產(chǎn)總額），該指標與內(nèi)源資金充裕度正相關(guān)；（2）應(yīng)收賬款周轉(zhuǎn)率（銷售收入/平均應(yīng)收賬款余額），該值越大，表明營運風險越低；（3）利息保障倍數(shù)（息稅前利潤/利息費用），該指標與債務(wù)風險負相關(guān)；（4）流動比率（流動資產(chǎn)/流動負債），該值越大，表明短期內(nèi)償債壓力較?。唬?）清償比率（所有者權(quán)益/負債總額），該指標與財務(wù)結(jié)構(gòu)穩(wěn)健程度正相關(guān)；（6）總資產(chǎn)收益率（凈利潤/資產(chǎn)總額），該指標與盈利能力正相關(guān)；（7）有形資產(chǎn)凈值率（有形資產(chǎn)/資產(chǎn)總額），該指標與債權(quán)方受償權(quán)保障程度正相關(guān)。其中，前兩項指標反映內(nèi)源融資約束程度，后五項指標衡量外源融資約束水平，每一項指標的數(shù)值越高，則表明企業(yè)面臨的融資約束程度越小。每項指標都按照升序排列，對于在同年度同行業(yè)中位于80%—100%、60%—80%、40%—60%、20%—40%、0%—20%分位的企業(yè)，分別評分為1—5分。對每個企業(yè)的得分求和，然后把總得分標準化在10以內(nèi)的正數(shù)范圍內(nèi)，從而計算出融資約束指標（FC），此值越高，說明企業(yè)的融資約束問題越嚴重。

2.解釋變量。對于商譽減值（GI），借鑒葉建芳等（2016）、朱杰（2021）的研究，采取把企業(yè)當年計提的商譽減值先加1后取自然對數(shù)的方法進行衡量。

3.調(diào)節(jié)變量。借鑒李萬福和陳暉麗（2012）、廖義剛和鄧賢琨（2017）的做法，把內(nèi)部控制質(zhì)量（IC）設(shè)定為啞變量，當內(nèi)部控制指數(shù)高于或等于樣本中位數(shù)時，把IC賦值為1，表示企業(yè)的內(nèi)部控制較為有效，否則取0。

4.控制變量。本文選取企業(yè)規(guī)模（Size）、固定資產(chǎn)占比（Fixasset）、前十大股東持股比例（Top10）、營業(yè)收入增長率（Growth）、獨立董事比例（Indep）、機構(gòu)投資者持股比例（Ins）、兩職合一（Dual）和分析師跟蹤（Analyst）作為控制變量。

具體的變量說明見表1。

表1 變量定義

（三）模型構(gòu)建

本文構(gòu)建模型（1）對假設(shè)1進行檢驗，以考察商譽減值對企業(yè)融資約束的影響：

本文構(gòu)建模型（2）對假設(shè)2進行檢驗，以考察內(nèi)部控制的調(diào)節(jié)作用：

四、實證結(jié)果與分析

（一）描述性統(tǒng)計

根據(jù)表2主要變量的描述性統(tǒng)計表可知，融資約束（FC）的均值為6.81，與中位數(shù)接近，標準差為1.63，這表明2007—2020年我國A股上市公司普遍面臨著較強的融資約束，并且不同企業(yè)面臨融資約束的程度存在較大差異性。商譽減值（GI）的均值為16.27，標準差為3.00，這表明商譽減值的金額波動性較強，商譽減值的規(guī)模差異程度較高。內(nèi)部控制（IC）的均值為0.37，這表明有37%的公司內(nèi)部控制質(zhì)量超過中等水平，有待進一步研究內(nèi)部控制在公司治理中的重要作用。其他變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果與現(xiàn)有文獻基本保持一致，不再一一贅述。

表2 主要變量描述性統(tǒng)計表

（二）相關(guān)性分析

根據(jù)下頁表3 Spearman相關(guān)性分析可知，商譽減值（GI）與融資約束（FC）的相關(guān)系數(shù)為0.312，且達到了1%的顯著性水平，這為商譽減值加劇企業(yè)融資約束提供了初步證據(jù)。其他變量之間的相關(guān)性系數(shù)均小于0.5，本文選取的變量不存在嚴重的多重共線性問題，可以開展后續(xù)研究。

表3 相關(guān)性分析

（三）多元線性回歸分析

為驗證商譽減值是否會影響融資約束，本文對模型（1）進行回歸，回歸結(jié)果如下頁表4列（1）所示?；貧w結(jié)果表明，在考慮相關(guān)控制變量的情況下，商譽減值（GI）的回歸系數(shù)為0.102，顯著性水平為1%，表明商譽減值和企業(yè)面臨的融資約束顯著正相關(guān)，假設(shè)1得到驗證。為探究內(nèi)部控制的調(diào)節(jié)效應(yīng)，本文繼續(xù)對模型（2）進行回歸，回歸結(jié)果如下頁表4列（2）所示。由下頁表4可知，交乘項（GI*IC）的系數(shù)小于0（-0.075），顯著性水平為1%，表明有效的內(nèi)部控制能夠負向調(diào)節(jié)商譽減值和企業(yè)融資約束的正相關(guān)關(guān)系，假設(shè)2得到驗證。

表4 回歸結(jié)果

五、穩(wěn)健性檢驗

（一）PSM檢驗

本文使用傾向得分匹配法（PSM）緩解樣本自選擇問題。首先，根據(jù)企業(yè)有無商譽減值，把有商譽減值的企業(yè)作為處理組，無商譽減值的企業(yè)作為控制組。然后，以企業(yè)規(guī)模（Size）、前十大股東持股比例（Top10）、固定資產(chǎn)占比（Fixasset）、機構(gòu)投資者持股（Ins）、兩職合一（Dual）和分析師跟蹤（Analyst）作為匹配變量，使用1∶3的最近鄰匹配法為計提商譽減值的企業(yè)匹配基本特征相近的未計提商譽減值的企業(yè)。經(jīng)測試，匹配樣本均已通過平衡性檢驗，所有變量的標準化偏差全部小于2%。經(jīng)過匹配后，處理組與控制組特征變量均值無顯著差異，表明PSM檢驗在很大程度上緩解了計提商譽減值與未計提商譽減值企業(yè)的基本特征差異。最后，在匹配樣本的范圍內(nèi)對模型（1）和（2）再次回歸。根據(jù)下頁表 5的列（1）和（2）可知，商譽減值（GI）和融資約束（FC）顯著正相關(guān)，即假設(shè)1得到驗證；交乘項（GI*IC）和融資約束（FC）顯著負相關(guān)，即假設(shè)2得到驗證。

（二）滯后一期檢驗

為了盡量緩解內(nèi)生性問題，把解釋變量和控制變量滯后一期重新回歸，以驗證結(jié)論的穩(wěn)定性。根據(jù)下頁表5的列（3）和（4）可知，商譽減值（GI）的回歸系數(shù)仍然在1%水平上顯著為正，企業(yè)計提的商譽減值越多，越會加重融資約束程度，即假設(shè)1成立；交乘項（GI*IC）顯著為負，這表明內(nèi)部控制對商譽減值和融資約束的關(guān)系起到負向調(diào)節(jié)作用，即假設(shè)2得到驗證。

（三）改變?nèi)谫Y約束衡量方式

借鑒陽佳余和徐敏（2015）的研究，重新計算融資約束（FC），若各個財務(wù)比率位于同年度同行業(yè)的前五分之一，賦值為1，反之則賦值為0，且在加總求和后標準化至10以內(nèi)正數(shù)區(qū)間，計算得到穩(wěn)健性指標以重新回歸。根據(jù)下頁表5的列（5）和（6）可知，主要變量的符號和顯著性未發(fā)生實質(zhì)性變化，回歸結(jié)果支持本文的假設(shè)1和假設(shè)2。

表5 穩(wěn)健性檢驗結(jié)果

六、進一步研究

（一）分產(chǎn)權(quán)性質(zhì)回歸

本文進一步分析產(chǎn)權(quán)性質(zhì)是否在商譽減值和融資約束的關(guān)系中具有重要的調(diào)節(jié)作用，將企業(yè)分類為國企樣本和非國企樣本，分組對模型（1）回歸。由下頁表6分析可知，兩組的商譽減值（GI）系數(shù)以及顯著性水平的差異程度較高，并已通過組間系數(shù)差異檢驗，說明相較于國有企業(yè)，非國有企業(yè)計提的商譽減值越多，面臨的融資約束問題越嚴重。具體分析，與非國有企業(yè)相比，國有企業(yè)在資源獲取、政府幫扶力度、政策優(yōu)惠等方面有較大優(yōu)勢，國有企業(yè)的經(jīng)營風險、財務(wù)風險、法律與監(jiān)管風險相對較低，更容易獲得投資者和債權(quán)人的青睞。相較于非國有企業(yè)，國有企業(yè)的收購程序更為規(guī)范，商譽確認更加合理，利用商譽減值進行盈余管理的動機更弱，因商譽減值引發(fā)的風險更低，會計信息質(zhì)量更高。但是非國有企業(yè)面臨更多的市場壓力，更加有動機利用商譽減值實施盈余操縱行為，這會增加企業(yè)內(nèi)外部的信息不對稱程度，加劇融資約束。

表6 分產(chǎn)權(quán)性質(zhì)回歸結(jié)果

（二）中介機制檢驗

基于以上分析，商譽減值會加大信息不對稱從而加劇企業(yè)融資約束，因此本文認為信息不對稱是商譽減值加劇企業(yè)融資約束的潛在途徑之一。借鑒陳駿和徐玉德（2014）的做法，選用深交所披露的上市公司信息披露質(zhì)量等級作為信息不對稱（Opacity）的代理指標，并且把信息披露質(zhì)量A、B、C、D四個等級量化（分別取值1、2、3、4），取值越大則表明信息不對稱程度越高。借鑒溫忠麟等（2004）的研究，選取同模型（1）一致的控制變量，把中介機制檢驗分為以下三步：

由于模型（3）的回歸結(jié)果已在之前列示，因此表7僅包括模型（4）和（5）的回歸結(jié)果。由表7的列（1）可知，商譽減值（GI）與信息不對稱（Opacity）顯著正相關(guān)，這表明商譽減值會加大企業(yè)內(nèi)外部的信息不對稱，影響投資者和債權(quán)人的資金供給決策。由表7的列（2）可知，當信息不對稱（Opacity）加入至模型（3）時，商譽減值（GI）的系數(shù)在1%的水平上顯著為正，系數(shù)由之前的0.102變?yōu)?.101，并且信息不對稱（Opacity）的系數(shù)為0.677，顯著性水平為1%，這表明信息不對稱在商譽減值加劇企業(yè)融資約束的過程中發(fā)揮部分中介效應(yīng)。

表7 中介效應(yīng)檢驗結(jié)果

七、研究結(jié)論與建議

（一）研究結(jié)論

本文將商譽減值、企業(yè)融資約束、內(nèi)部控制和產(chǎn)權(quán)性質(zhì)置于同一研究框架內(nèi)，研究發(fā)現(xiàn)：第一，商譽減值會顯著加劇企業(yè)融資約束；第二，有效的內(nèi)部控制能夠負向調(diào)節(jié)商譽減值和企業(yè)融資約束之間的正相關(guān)關(guān)系。進一步研究表明，相較于國有企業(yè)，非國有企業(yè)中的商譽減值和企業(yè)融資約束之間的正相關(guān)關(guān)系更加顯著；中介機制檢驗的結(jié)果顯示，信息不對稱在商譽減值加劇企業(yè)融資約束的過程中發(fā)揮部分中介效應(yīng)。

（二）建議

通過上述研究，本文提出如下建議：（1）監(jiān)管部門應(yīng)當進一步加強對企業(yè)并購交易的監(jiān)管和規(guī)范力度，以及對企業(yè)并購交易信息和商譽減值信息披露的監(jiān)管和問責力度，提高信息透明度；進一步健全會計準則體系中關(guān)于商譽減值的規(guī)定，適當提高商譽減值測試的頻率，促進企業(yè)使用更加規(guī)范的方法進行商譽的確認、計量以及實施商譽減值測試的程序，從而減少商譽減值給企業(yè)帶來的潛在風險。（2）企業(yè)應(yīng)當更加謹慎地看待商譽減值的經(jīng)濟后果，在并購交易中選擇合適的并購對象，合理地評估支付的對價，制定更為合理的并購決策，避免巨額商譽的產(chǎn)生；關(guān)注被并購方的經(jīng)營管理情況，更加及時和合理地進行商譽減值測試。（3）投資者和債權(quán)人要增強風險防范意識。雖然商譽具有潛在的經(jīng)濟價值，在未來期間很可能會給企業(yè)帶來超額收益，但商譽隱含著較大的減值風險，會帶來負面影響。因此投資者和債權(quán)人要高度關(guān)注具有高額商譽的企業(yè)，謹慎地制定投資和借款決策，防范風險。