余 夢，宋 力

(沈陽工業(yè)大學(xué) 管理學(xué)院，遼寧 沈陽 110870)

1 引言

近年來，在市場經(jīng)濟(jì)的不斷發(fā)展中，我國企業(yè)的并購浪潮持續(xù)高漲。企業(yè)為優(yōu)化資源配置，不斷擴(kuò)大并購范圍，高溢價(jià)并購活動頻發(fā)。然而，并購活動的成功率與人們的理想效果相差甚遠(yuǎn)。國內(nèi)外多項(xiàng)研究表明，商譽(yù)減值是導(dǎo)致企業(yè)無法達(dá)到預(yù)期并購目標(biāo)的重要原因。

國內(nèi)外學(xué)者對商譽(yù)減值影響因素的研究，主要集中在企業(yè)內(nèi)、外部因素兩方面。根據(jù)現(xiàn)有研究可以發(fā)現(xiàn)，并購能力在并購中至關(guān)重要，它代表企業(yè)在管理整合企業(yè)內(nèi)外部資源的一種能力。目前，學(xué)者發(fā)現(xiàn)它與并購溢價(jià)相關(guān)，而并購溢價(jià)又能增加企業(yè)商譽(yù)減值，因此選用并購溢價(jià)作為中介變量。同時(shí)，學(xué)者發(fā)現(xiàn)業(yè)績承諾對并購溢價(jià)存在影響，選用業(yè)績承諾作為調(diào)節(jié)變量。

為完善相關(guān)研究，文章運(yùn)用實(shí)證檢驗(yàn)法探討上述變量間的內(nèi)在聯(lián)系，為企業(yè)如何有效減少商譽(yù)減值提供更多思路。

2 理論分析與研究假設(shè)

2.1 并購能力與商譽(yù)減值

并購能力是企業(yè)實(shí)施并購中不可忽視的一部分。陶瑞(2014)發(fā)現(xiàn)支付能力影響并購成功率，信息能力決定企業(yè)能否獲得更全面真實(shí)的信息，組織能力代表了并購前后的動態(tài)運(yùn)作能力，而整合管理能力直接影響績效[1]。

可見，并購能力對企業(yè)并購成功率具有積極影響，而商譽(yù)減值也會受到影響。柳建華等(2021)發(fā)現(xiàn)企業(yè)并購后的商譽(yù)減值與管理層能力呈反向變動關(guān)系[2]。商譽(yù)是否減值的關(guān)鍵在于并購資產(chǎn)的質(zhì)量，并購能力弱的企業(yè)在并購中獲取高質(zhì)量資產(chǎn)的可能性更低，并購后達(dá)不到預(yù)期收益率會使得企業(yè)計(jì)提更多的商譽(yù)減值。由此提出假設(shè)1。

假設(shè)1：并購能力對商譽(yù)減值具有顯著負(fù)向影響。

2.2 并購溢價(jià)的中介作用

并購能力是影響并購溢價(jià)的重要因素之一，包括企業(yè)各方面的能力，學(xué)者們發(fā)現(xiàn)企業(yè)外部經(jīng)濟(jì)政策不確定性會加劇信息不對稱的問題，虛增商譽(yù)，而管理者能力強(qiáng)時(shí)，企業(yè)并購溢價(jià)也會受到抑制[2]。由此可見，并購能力負(fù)向影響并購溢價(jià)。并購后，低質(zhì)量資產(chǎn)難以達(dá)到預(yù)期收益率，企業(yè)將發(fā)生更多的商譽(yù)減值。而并購溢價(jià)與商譽(yù)減值存在顯著正相關(guān)關(guān)系。綜上所述，提出假設(shè)2。

假設(shè)2：企業(yè)并購溢價(jià)在并購能力與商譽(yù)減值之間起中介作用。

2.3 業(yè)績承諾的調(diào)節(jié)作用

業(yè)績承諾是為了實(shí)現(xiàn)企業(yè)預(yù)期目標(biāo)的具有一定保障意義的工具。然而業(yè)績承諾的出臺并沒有很好地緩解并購雙方之間的利益關(guān)系，很多企業(yè)會披露虛假信息，反而誤導(dǎo)了并購方。王博(2019)發(fā)現(xiàn)業(yè)績承諾可以緩解信息不對稱，使并購方支付高額對價(jià)[3]。然而被并購方所承諾的業(yè)績未必會達(dá)成，資產(chǎn)質(zhì)量的下降可能導(dǎo)致企業(yè)確認(rèn)更多的商譽(yù)減值?；诩僭O(shè)1，并購能力與并購溢價(jià)之間存在反向關(guān)系，而業(yè)績承諾會加強(qiáng)并購方對并購資產(chǎn)的信任程度，削弱并購能力對并購溢價(jià)的負(fù)向影響?？梢?，業(yè)績承諾在并購能力與并購溢價(jià)間起到調(diào)節(jié)作用。據(jù)此提出研究假設(shè)3。

假設(shè)3：業(yè)績承諾對“并購能力→并購溢價(jià)→商譽(yù)減值”這一中介路徑的前半段起調(diào)節(jié)作用。

3 研究設(shè)計(jì)

3.1 樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

文章選用2015—2019年發(fā)生并購活動的滬深A(yù)股上市公司為研究對象，商譽(yù)減值期間為2015—2019年。采用滯后思想將并購能力和并購溢價(jià)的數(shù)據(jù)期間確定為2013—2019年。按以下標(biāo)準(zhǔn)對數(shù)據(jù)進(jìn)行處理：剔除金融類、房地產(chǎn)類、公用事業(yè)類、ST類、交易不成功及缺失的企業(yè)。為減少極端值影響，對連續(xù)變量進(jìn)行上下1%的縮尾，引入年度、行業(yè)虛擬變量。

數(shù)據(jù)來源主要為國泰安數(shù)據(jù)庫、東方財(cái)富網(wǎng)、萬得數(shù)據(jù)庫、迪博數(shù)據(jù)庫。對數(shù)據(jù)進(jìn)行處理后共得到1933個樣本，選用SPSS 21.0軟件和Excel 2016軟件進(jìn)行分析。

3.2 變量的選擇

3.2.1 被解釋變量

被解釋變量為商譽(yù)減值(GWI)。借鑒張海晴等(2020)[4]的研究，計(jì)算公式如下：

商譽(yù)減值=并購公司商譽(yù)減值損失金額/期初商譽(yù)凈額

(1)

3.2.2 解釋變量

解釋變量為并購能力(Mac)。文章對于并購能力的衡量參照方潔等(2017)[5]。從資源能力、整合管理能力兩方面選用指標(biāo)，通過主成分分析法構(gòu)建綜合得分模型，資源能力包括物力、人力、盈利及融資能力四方面，分別選用X1、X2、X3、X4和X5指標(biāo)表示；X6代表整合管理能力，相關(guān)指標(biāo)衡量見表1。

表1 并購能力綜合得分模型選取指標(biāo)及說明

通過主成分分析法提取三個主成分F1、F2和F3，特征值分別為2.352、1.292和1.073，累計(jì)方差貢獻(xiàn)率為78.619%>70%，可見主成分能夠概括大部分原始變量的信息，可以對并購能力進(jìn)行綜合評價(jià)。根據(jù)主成分得分系數(shù)矩陣的結(jié)果以及各項(xiàng)主成分對應(yīng)的特征值構(gòu)建綜合得分公式如下：

Mac=0.499F1+0.274F2+0.227F3

(2)

3.2.3 中介變量

中介變量為并購溢價(jià)(APRE)。借鑒陳仕華和盧昌崇(2013)[6]的計(jì)算公式：

并購溢價(jià)=(交易總價(jià)-目標(biāo)凈資產(chǎn)賬面價(jià)值)/目標(biāo)凈資產(chǎn)賬面價(jià)值

(3)

3.2.4 調(diào)節(jié)變量

調(diào)節(jié)變量為業(yè)績承諾(PRO)。參考張琴(2019)[7]將業(yè)績承諾設(shè)置為虛擬變量，若樣本在并購活動當(dāng)年存在業(yè)績承諾則為1，否則為0。

3.2.5 控制變量

參考張海晴等(2020)[4]，選取控制變量：關(guān)聯(lián)交易(RT)、企業(yè)成長性(Grow)、資產(chǎn)負(fù)債率(LEV)、資產(chǎn)收益率(ROA)、現(xiàn)金水平(Cash)、賬面市值比(BM)以及年度(Year)和行業(yè)(Industry)虛擬變量。

3.3 模型構(gòu)建

為了驗(yàn)證前文假設(shè)，構(gòu)建公式4至公式7如下：

GWIi，t=α0+α1Maci，t+αControl+εi，t

(4)

APREi，t=β0+β1Maci，t+βControl+εi，t

(5)

GWIi，t=γ0+γ1Maci，t+γ2APREi，t+γControl+εi，t

(6)

GWIi，t=δ0+δ1Maci，t+δ2Maci，t×PROi，t+δ3PROi，t+δControl+εi，t

(7)

4 多元回歸分析

為進(jìn)一步驗(yàn)證前文假設(shè)，對變量進(jìn)行多元回歸分析，具體的數(shù)據(jù)分析結(jié)果如表2和表3所示。

表2 并購溢價(jià)的中介效應(yīng)檢驗(yàn)

表3 業(yè)績承諾為調(diào)節(jié)變量的中介模型檢驗(yàn)

由表2中的模型1為并購能力與商譽(yù)減值的回歸分析結(jié)果可知Sig.<0.01，回歸方程顯著。并購能力的回歸系數(shù)為-0.116，Sig.<0.01。因此并購能力與商譽(yù)減值顯著負(fù)相關(guān)，假設(shè)1得到驗(yàn)證。

模型2和模型3為中介效應(yīng)回歸結(jié)果。選用Process插件進(jìn)行檢驗(yàn)。數(shù)據(jù)顯示，模型2的Sig.<0.01，并購能力的回歸系數(shù)為-2.311；模型3的Sig.<0.01，回歸方程均顯著。加入并購溢價(jià)之后，并購溢價(jià)與商譽(yù)減值的回歸系數(shù)是0.011，并購能力與商譽(yù)減值的回歸系數(shù)是-0.091，均顯著。說明并購溢價(jià)具有中介效應(yīng)。另外，直接效應(yīng)、中介效應(yīng)的95%置信區(qū)間上、下限都不包括0，表明并購溢價(jià)的部分中介作用顯著，假設(shè)2得到驗(yàn)證。

表3所展示的模型4為調(diào)節(jié)作用的回歸分析結(jié)果。加入業(yè)績承諾后，并購能力與業(yè)績承諾的交互項(xiàng)回歸系數(shù)是0.767，Sig.<0.01，說明業(yè)績承諾具有調(diào)節(jié)作用。通過簡單斜率分析(如圖1所示)可知，在未簽訂業(yè)績承諾時(shí)，simple slope=-3.10(圖中實(shí)線)，簽訂業(yè)績承諾時(shí)，simple slope=-2.23(圖中虛線)。通過斜率的比較得知業(yè)績承諾在并購能力與并購溢價(jià)之間具有負(fù)向調(diào)節(jié)作用。

圖1 業(yè)績承諾的調(diào)節(jié)作用

5 結(jié)論

文章研究結(jié)論為并購能力能夠?qū)ι套u(yù)減值產(chǎn)生顯著負(fù)向影響；并購溢價(jià)在并購能力對商譽(yù)減值的影響中具有部分中介作用；并購溢價(jià)在并購能力與商譽(yù)減值之間的中介作用關(guān)系受到業(yè)績承諾的負(fù)向調(diào)節(jié)作用。

基于以上結(jié)論，并購能力在企業(yè)并購后的商譽(yù)減值變動中起到關(guān)鍵作用，在并購前應(yīng)注重提高企業(yè)綜合實(shí)力，降低商譽(yù)減值。同時(shí)，應(yīng)盡量制定合理的業(yè)績承諾，謹(jǐn)慎選擇目標(biāo)資產(chǎn)，降低并購溢價(jià)從而減少商譽(yù)減值損失，有助于企業(yè)健康持續(xù)發(fā)展。