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论文技巧案例-商誉减值、经济因素与盈余管理
时间:2021-03-29 10:00:01

  近年来,中国上市公司由并购所产生的商誉总额伴随着企业并购规模的不断扩大而逐年增加,其中隐藏着巨大的商誉风险。本文选取2015年度到2018年度中国A股上市公司为研究样本,运用stata14.0对经济因素及盈余管理对商誉减值计提的影响进行实证分析。文章以总资产净利率、营业收入增长率、和权益市值账面比作为衡量经济因素的变量,实证结果表明,总资产净利率、营业收入增长率和商誉减值比例显著负相关,说明经济因素显著影响上市公司计提的商誉减值准备;并且以盈余平滑动机、洗大澡动机和管理层持股比例作为衡量盈余管理水平的变量,实证结果表明,盈余平滑动机、洗大澡动机与商誉减值计提比例显著正相关,这表明盈余管理显著影响上市公司计提的商誉减值准备,但管理层持股比例不影响商誉减值比例。因此本文提出相关建议:健全上市公司内部的监督机制、完善商誉准则的制定、加强对商誉信息的披露的监管。

  1.1研究背景

  自2015年证监会发布《上市公司重大资产重组管理办法》以来,企业并购活动发生的日益频繁,并购规模持续扩大,商誉总额和计提的商誉减值准备也随之不断的增加。据Wind数据库显示,截至到2019年9月底,一共有2070家A股上市公司存在商誉,上市公司的商誉合计总额达到13850亿元,和2018年年底相比增加了746亿元,商誉占A股上市公司资产总额的5.25%。根据2019年上市公司发布的业绩快报,有540家上市公司预计会发生亏损,其中超过200家公司是由于大幅度计提商誉减值使其业绩发生亏损。其中北斗星通在其2019年的业绩预告中披露了该公司2019年预计亏损5.5亿元到6.5亿元,亏损的主要原因是由于北斗星通计提了大额的资产减值准备,达到了6.53亿元,其中商誉减值准备共计5.3亿元。由此可见悬在A股之上的达摩克利斯之剑——巨额商誉正在悄然落下。

  2001年6月,美国财务会计准则委员会(FASB)在第142号财务会计准则《商誉和无形资产》中改变了商誉的后续计量方法,规定商誉的后续计量由在其使用寿命内进行系统摊销法改为每年年末进行商誉减值测试,商誉减值损失就是商誉公允价值与其账面价值相比较低的部分。随后,中国财政部与国际看齐,在2006年颁布了《企业会计准则第20号——企业合并》和《企业会计准则第8号——资产减值》。准则规定,由于商誉的不可辨认性不再属于无形资产,并购方支付的并购对价超过取得的被并购方净资产公允价值份额的溢价部分为商誉,商誉在初始确认后虽然不用进行摊销,但出于谨慎性原则,公司至少应在每年年末测试商誉是否发生减值,但商誉独自难以产生现金流量,因此在商誉进行减值测试时要结合与其相关联的资产组或者是资产组的组合,计算可收回金额,并与相关账面价值相比较确认相应的资产减值损失。如果可回收金额低于账面价值,就应当计提相应的减值准备,确认减值损失,以便在财务报表中更好地反映商誉的价值。

  商誉是一项无法辨识的资产,很难进行准确的计量。当上市公司管理层进行商誉减值测试时要考虑到与其相关的资产组或者是资产组组合的确定及其可回收金额,但该组合的确定准则中并没有明确规定,只要是企业能够认定的主要现金流独立于其他资产组及组合的最小的资产组即可,而且可回收金额的判定需要用到公允价值,这些信息只有公司的内部人员可以掌握,如果这方面存在问题外部的投资者也很难发现。以上因素综合到一起就为管理层进行盈余管理提供了很大的空间,使管理层具有很大的可能性出于自身利益的考虑多计少计甚至不计提商誉减值准备,这些对公司的业绩和发展产生影响的同时,也会影响投资者的判断,对其利益产生危害,不利于市场稳定健康发展。因此,本文研究分析上市公司计提商誉减值准备与经济因素和盈余管理因素的关系具有非常重要的意义。所以在以上背景下本文运用实证分析的方法,以商誉的本质为出发点,对中国A股上市公司2015—2018年的数据进行分析,从经济因素和盈余管理动机两方面出发探究商誉减值的影响因素,并据此提出几点建议。

  1.2研究意义

  1.2.1理论意义

  目前国内外学者对商誉减值影响因素的研究大多集中于盈余管理动机的影响,很少研究经济因素和商誉减值之间的关系。国内学者王秀丽研究发现经济因素不是上市公司商誉减值的影响因素,但张雪莹等人发现经济因素显著影响上市公司确认商誉减值。因此本文通过实证分析进一步研究经济因素和盈余管理动机对商誉减值的影响,以丰富和拓宽对商誉减值的研究。

  1.2.2实践意义

  本文研究商誉减值、经济因素和盈余管理三者间的关系,对于改进和完善商誉会计准则提供了经验证据,有利于提高财务报表的真实性和完整性以提高会计信息质量,使其更好地服务于会计信息使用者。由于信息不对称为上市公司管理者提供了盈余管理空间,形成管理者自身利益与公司利益冲突的局面,因此还有利于完善上市公司管理层的激励制度,使管理者与公司利益一致,能之为公司创造出最大的价值。此外,在企业大规模并购的背景下,研究中国上市公司商誉减值影响因素的有关问题,对于防范金融风险具有重要的现实意义,能规范上市公司的行为,有利于市场经济的稳定发展。

  1.3研究内容

  全文总共分为六章:

  第一章,引言。首先通过2019年关于商誉的数据、准则对商誉减值的规定以及商誉减值测试中存在的问题提出本文的研究背景,进而阐述了本文研究的理论意义和实践意义,然后阐明本文的研究框架。

  第二章,文献综述。本章分为三个部分,第一部分阐述了商誉本质的相关文献的研究,第二部分阐述了国内外关于商誉减值与经济因素之间关系的研究,第三部分阐述了国内外关于商誉减值与盈余管理之间关系的研究结果。

  第三章,理论分析与研究假设。本文以商誉的本质为基础,结合委托代理理论、信息不对称理论和管理防御理论以及经济因素和盈余管理的相关分析,在此基础上提出本文的五个假设。

  第四章,实证设计。首先确定本文研究的时间范围,按照一定的程序对数据和样本进行筛选,其次结合他人的研究定义本文所使用到的变量,并加以解释,最后建立模型进行回归。

  第五章,实证分析。首先对所选取的各变量进行描述性统计并进行分析,其次通过相关性分析进行初步地分析变量之间的关系,然后通过多元回归分析验证假设,做后采取重新定义变量的方法进行稳健性检验。

  第六章,研究结论与展望。深入分析文章的内容后提出本文的结论,并据此提出一些建议,最后指出本文的不足之处。

  2.文献综述

  2.1商誉本质的相关文献

  学者们在商誉的定义计量和报告方面一直以来都存在着分歧,与其他要素相比商誉显得尤为复杂,而且直至今日仍然难以达到统一。我国准则最初规定商誉是一项无形资产,要按受益年限进行摊销,但2006年准则规定由于商誉的不可辨认性,因此从无形资产中剔出,单独列报为一项资产。其中关于商誉定义的理论具有代表性的是亨德里克森颇“三元论”,我国学者张玥从三个角度对该理论进行了总结,一是好感价值论,此理论是站在商誉产生的起点的角度,认为商誉是顾客对该公司好感的成果,企业的良好形象能使客户增加对该企业的好感,商誉就来源于此;二是超额收益论,从商誉的未来价值的角度定义其本质,认为商誉是一种潜在的经济价值,能在未来期间为企业带来更多利润,即与可辨认资产的正常获利能力相比较而言企业所预期的超过该获利能力的资本化价值;三是剩余价值论也称为总计价账户论,从会计计量的角度间接定义了商誉的会计价值,认为商誉是通过计量并购方支付的并购对价超过取得的被并购方净资产公允价值份额的溢价部分的一个账户余额(张玥,2019)[1]。傅超(2006)结合商誉产生的源头及其本质,认为商誉来源于企业稳定的无重大波动的经营、地理位置的优越、高管较强的经营管理能力和从业人员较高的素质、悠久的历史和对技术和品牌的独占权,是指高出公司所处行业的平均收益的资本化价格,能在未来给企业带来超出更多利润的但在目前无法估计其大小的潜在的经济价值。[2]。总的来说,已有的文献普遍接受为企业带来超额收益是商誉的本质,因此本文认为商誉是为企业带来超额盈利的资源。

  2.2商誉减值与经济因素的相关文献

  经济因素指的是由于宏观经济环境恶化及企业自身盈利能力下降而导致公司资产发生减值,可以看出资产减值对企业的价值及其盈利能力与有很大的影响(Alciatore等,1998)[3]。资产减值准备不仅仅能反映出该公司本身的在经营方面的变化,也能够反映出其宏观经济环境的变化,且资产减值风险与公司的业绩和成长性负相关,当资产减值时,说明宏观经济环境恶化,公司的经营效率与经营业绩有所下降,因此如果企业合并后地经济环境恶化,公司所拥有的资产的获利能力会下降,从而其获取超额利润的能力就会随之变弱,那么作为企业带来超额盈利的商誉就会发生减值(Francis等,1996)[4]。美国财务准则第142号规定企业的管理层要以商誉的公允价值为依据判断商誉是否发生减值,在确定商誉的公允价值时需要确定该企业的不包括商誉的净资产的公允价值,这就额外增加了评估净资产的公允价值在确定减值损失时的主观性,导致对商誉公允价值评估的主观性,这种主观性表明,拥有更多无法确认净资产公允价值的单位倾向于计提更多的商誉减值损失(Ramanna和Watts,2006)[5]。在国内新准则颁布后,在探究商誉减值与盈余管理的关系时,并未发现上市公司计提商誉减值准备时具有盈余管理动机,实际上,商誉减值计提比例与公司的盈利状况有关系(徐玉德和洪金明,2011)[6],以总资产净利率作为经营业绩的代理变量,在计提了商誉减值比例后,经营业绩下降,由此可见,经济因素能够影响商誉减值准备的计提(季盈,2014)[7]。以2007年到2013年中国A股上市公司为样本,探究商誉减值的影响因素,发现商誉减值与总资产收益率、营业收入增长率显著负相关(卢煜等,2016)[8],除此之外以净资产收益率代表公司业绩,发现该变量也会显著地影响商誉减值准备(陆正华等,2010)[9]。以2015年到2017年沪市A股制造业上市公司为研究对象,确认了经济因素对上市公司商誉减值存在一定的影响。研究发现,总资产收益率与商誉减值计提比例呈显著负相关关系,这说明经济因素显著影响上市公司确认商誉减值(张雪莹等,2019)[10]。进一步研究发现二者的关系呈U形,即商誉减值与公司短期内的业绩显著负相关,与公司长期内的业绩显著正相关(王春丽,褚志姣,2020)[11]。但也有学者认为商誉减值与经济因素没有明显关系,研究发现商誉减值不能反映上市公司盈利能力变化,因此说明经济因素不是上市公司商誉减值的影响因素(王秀丽,2015)[12]。

  2.3商誉减值与盈余管理的相关文献

  盈余管理是指以企业管理层为主题的利益群体,在遵循会计准则的基础上,出于效用最大化的动机运用合法合规的方式对企业对外报告的会计盈余信息进行控制和调整的长期管理行为。但对财务报告信息的改变会使相关信息偏离真实值,例如资产的账面价值,从而影响利益相关者对该公司的判断。商誉是一项具有不可辨认性特点的资产,因此判断商誉是否发生减值的基础难以确定,而且商誉减值测试技术具有一定的复杂性、主观性和信息不对称性。在执行商誉减值测试时,需要运用估值技术并对各种输入值进行估计来判断商誉是否发生减值,以及是否存在重大减值,而这些输入值的确定离不开大量的职业判断,进行判断所依赖的私有信息很难被投资者等外部人员获取,他们主要的信息来源是上市公司对外披露的公开文件,而且管理层作为企业内部人员能够掌握更多的信息,使他们在确认商誉减值的比例、时机方面拥有一定的操纵空间,出自自身利益最大化的动机粉饰财务报表进行盈余管理,因此盈余管理动机对于确认上市公司的商誉是否发生减值具有显著影响(Katrien等,2009)[13]。戴德明(2010)、卢煜(2016)、王卓(2017)等都验证了企业的商誉减值存在明显的盈余管理行为。

  商誉的后续计量方法发生改变后,对商誉进行减值测试的金额越大,该公司的盈余管理程度就越强(Alves,2013)[14]。上市公司计提商誉减值准备的盈余管理动机主要有两个——盈余平滑和洗大澡(卢煜等,2016)[8]。首次提出这方面的学者发现在样本公司所研究的年限范围内有五分之三的计提资产减值的行为是出于洗大澡的动机,出于盈余平滑的动机计提资产减值占所有计提资产减值行为的五分之二,这就证明了证明盈余管理是资产减值的主要影响因素(Zucca,Campell,1992)[15]。国内学者以2001年到2003年的亏损上市公司为样本,对中国上市公司计提资产减值的研究也发现,在控制相关条件后,如果以当年的主营业务利润比去年低为公司是否具有洗大澡动机的判定依据,那么在样本公司中有五分之四的公司具有该动机;如果以计提的资产减值损失比主营业务利润高为公司是否具有洗大澡动机的判定依据,那么在样本公司中有将近一半的公司具有该动机。因此可以说明管理层就会通过计提资产减值损失进行洗大澡,我国资产减值计提存在大清洗动机(戴德明,2005)[16]。对于获利较高的公司来说,盈余平滑不仅仅能向市场和投资者传达本公司具有稳定盈利的能力的信号,还是节税的有效措施,企业会利用资产减值进行利润平滑(赵春光,2006)[17]。而且发生亏损的上市公司与其他公司相比产生的商誉减值损失更多,存在利用商誉减值准备进行洗大澡的动机(王卓,2017)[18]。也有学者认为上市公司并不是出自洗大澡的动机计提商誉减值准备,但盈余平滑与微利动机都和商誉减值计提具有显著的关系(张雪莹,2019)[10]。国外学者Jamilla Lemans、Abughazaleh都证明了企业计提商誉减值准备与大洗澡、盈余平滑等盈余管理动机有一定的关系[19][20]。2019年Ping Yi以属于交通运输业的公司为样本对商誉减值的影响因素进行实证研究。研究发现,交通运输行业的上市公司有利用商誉减值进行盈余管理的的动机,其特征是大洗澡和盈余平滑。其中,上市公司更倾向于利用商誉减值来平滑收益(Ping Yi,2019)[21]。除了以上因素外,管理层持股比例也会影响商誉减值风险,管理层持股比例与商誉减值显著负相关(王秀丽,2015)[12],但也有学者认为管理层持股比例对商誉减值没有影响(卢煜,2016)[8]。

  2.4文献评述

  基于以上的文献回顾可知,目前国内外学者对商誉减值影响因素的研究主要集中于盈余管理因素,主要分为两个方面——洗大澡和盈余平滑,得出的结论较为一致,即具有洗大澡和盈余平滑动机的上市公司管理层倾向于计提更多的商誉减值准备,除此之外管理层持股比例与商誉减值比例负相关。

  关于经济因素对商誉减值的影响的文献并不是很丰富,但学者们得出的结论比较一致,经济因素显著影响商誉减值,其中公司业绩与商誉减值显著负相关。

  本文从商誉的本质是为企业带来超额收益出发,将经济因素分为两大类,一是代表宏观经济环境发生变化的企业权益市值比,二是代表企业自身经营状况发生变化的公司业绩,将盈余管理动机分为三类:洗大澡动机、盈余平滑动机和管理层持股比例变更动机,探究经济因素和盈余管理对商誉减值的影响。

  3.理论分析和研究假设

  3.1相关理论

  3.1.1委托代理理论

  美国经济学家伯利和米恩斯在1932年提出了委托代理理论,该问题产生的原因是委托方和代理方的利益不一致和信息不对称。委托方和代理方是两个不同的利益主体,当二者在决策时都会面临着一定的风险以及未来的不确定性,代理方所掌握的信息可能比委托方更加全面,这种信息优势在双方都以自身利益最大化为目标的情况下会对委托方的利益产生一定的影响。为了缓解这些问题所带来的影响,委托方就会寻求各种方法比如采取有效的激励措施和监督机制,使代理方在不损害委托方利益的前提下实现自身利益最大化,形成双方共赢的局面。

  3.1.2信息不对称理论

  信息不对称理论最早是在20世纪70年代由美国三位经济学家分别从旧车市场、劳动力市场和保险市场的角度提出,该理论是指不同类型的人员在市场经济的活动中所掌握的相关信息在内容以及准确度上都有所不同,当一方掌握了充足的信息,那么该人员在市场中就会具有很大的优势,反之,如果掌握的信息比较贫乏,就会具有很大的弱势,比较被动。在企业的经济活动中,管理层往往比投资者拥有更多且更可靠的信息,这些信息很难被外部人员获取,因此管理层会处于自身利益的考虑,利用不同类型的资产减值进行盈余管理,这些经过处理的信息会列示在对外披露的报表上,而外部的投资人员就会利用这些信息对公司的业绩等进行判断从而进行决策。

  3.1.3管理防御理论

  管理防御理论是指管理层在公司内、外监督机制的条件下,由于公司破产、被其他人员接管或是被人解雇等威胁的存在,使其出于个人效用最大化的动机来追求个人利益、保证自身薪酬和职位的稳定。该理论起源于有关内部人所有权与公司业绩之间关系的研究。在1976年Jensen和Meckling研究企业所有权理论时发现,在股权分散的模式下,如果公司的管理层只拥有属于本公司的少量股份,且股东们不能采取有效措施防止或者缓解管理层的行为时,那么管理层就会以自身效用最大化为目标通过控制公司的不同类型的资产来谋求个人利益。但是当管理层所持有本公司的股份达到一定的数量时,如果在采取与企业价值最大化相反的目标,那么其自身的利益也会受到损害。因此当管理层持有的股份越多时,其和股东之间的冲突也会越少,使得二者实现双方共赢。但也有学者认为当管理层持有充足的股票且具有足够的影响力时,也会忽视企业价值最大化的目标,但不会危害自身的权益。

  3.2研究假设

  3.2.1经济因素影响商誉减值的研究假设

  经济因素主要是指由于上市公司所处行业以及自身经营环境发生不利变化而导致公司资产的价值下降的因素,自2007年《企业合并准则第8号——资产减值》实施后,资产减值与经济因素的关系进一步加强(步丹璐,2009)[22],一旦经济环境中出现不利的变化,公司资产的价值就会发生或多或少的贬值,公司盈利能力和业绩下降,企业就会出于谨慎性以及可靠性的原则计提减值准备以反映资产的真实盈利能力(戴德明,2005;Francis等,1996)[4][16]。根据现有的研究理论,将经济因素分为宏观和微观两个方面。一是由于宏观经济环境中发生的变化使得公司的账面价值超过了市值的因素,因此本文用公司的权益市值账面比来衡量宏观经济环境中的这些因素的变化,另外,该变量的倒数也代表了上市公司管理层预期商誉会发生减值的程度,该指标越小,说明发生商誉减值的可能性越大,计提的商誉减值准备越多;二是从微观经济环境即企业自身经济因素的变化,由于企业业绩不佳盈利能力变弱,经济绩效下降,从而导致其获取超额收益的能力下降,资产的可回收金额减少,如果低于了账面价值企业就要考虑计提商誉减值准备。本文采用总资产净利率和营业收入增长率作为上市公司自身经济因素即业绩变化的代理变量,总资产净利率能够反映企业的获利能力,营业收入增长率是未来现金流量的增长率,能够反映企业的发展潜力和成长能力。长期资产减值与公司未来经营业绩变化即总资产收益率变化显著负相关(王跃堂,2005)[23]。本文认为当企业的内部环境即企业自身经济因素发生变化时,企业的业绩也会发生变化,企业获得利润能力以及企业未来的发展潜力均会受到不同程度的影响。当企业的总资产净利率和营业收入增长率下降时,意味着业绩与去年相比变差,资产的获利能力降低及企业未来的发展潜力都会下降,由于商誉是为企业带来超额收益的价值,那么其发生减值损失可能性和程度就会提高。基于以上分析本文提出研究假设H1和H2:

  假设H1:控制其他条件不变,商誉减值比例与上市公司市值账面比负相关。

  假设H2:控制其他条件不变,商誉减值比例与上市公司业绩负相关。

  3.2.2盈余管理影响商誉减值的研究假设

  现代企业组织形式的出现而产生的两权分离,导致了企业内部委托代理关系的产生。在这种委托代理的情况下,代理方能够掌握有关企业内部各种相关信息,而委托方很难和接受委托的一方掌握同等程度的信息。管理者相对于外部投资者等其他人而言掌握更多的关于公司实际经营的信息,而其他人的主要依据上市公司公开对外披露的财务报表等文件得到自己想要的信息,再加上商誉减值测试的估值技术需要大量的主观判断以及技术的复杂性,因此管理层就有充足的动机和空间进行盈余管理。对盈余管理的研究方向主要包括洗大澡和利润平滑。企业管理层为了进行盈余管理会对各种类型的资产计提相应的减值准备进行盈余平滑和洗大澡(代冰彬等,2007)[24]。上市公司会出于盈余平滑和洗大澡的动机计提商誉减值准备,而且洗大澡动机和盈余平滑动机与商誉减值显著负相关(陈雪玲,2018)[25]。

  因为我国股票市场退市制度规定,一旦公司连续两年亏损就要被ST,连续三年亏损有退市风险就会被*ST,但其并没有规定亏损的数额,因此对于上市公司来说,无论亏损多少,只要是连续亏损就会受到处理。在这种情况下,许多处于盈亏临界点的上市公司就会出于盈余管理的目的进行商誉减值测试并计提减值准备。当上市公司该年度的经营业绩不是很理想,没有完成管理层所预期的经营目标甚至产生很大亏损时,管理层为了防止连续亏损会受到处理以及为了以后的发展,往往会选择一亏到底,在当期计提大额商誉减值准备进一步做差本年业绩,因此在下一年的报表上就会呈现良好的经营业绩。当上市公司该年度的业绩非常理想、利润很高时,管理层为了保持企业业绩的稳定性,以防产生较大的波动,也为下年业绩增长打下了基础,因此往往会选择计提更多的减值准备,以此来平滑利润。基于以上分析本文提出研究假设H3和假设H4:

  假设H3:控制其他条件不变,具有盈余平滑动机的上市公司倾向于计提更多的商誉减值准备。

  假设H4:控制其他条件不变,具有大洗澡动机的上市公司倾向于计提更多的商誉减值准备。

  一些研究结果发现,管理层持股比例也是影响商誉减值的重要因素。当管理层持有股票时,盈利会计指标的分红会给自己带来利益,处于自身利益的考虑,管理层会发生盈余管理的行为,管理层持股比例越高时,越倾向于计提较少的商誉减值(王秀丽,2015)[12]。基于此本文提出以下假设:

  假设H5:控制其他条件不变,商誉减值比例与管理层持股比例负相关。

  4.实证设计

  4.1数据来源与样本来源

  本文选取2015年到2018年中国A股上市公司为样本。为了确保研究结果的适用性和稳健性,本文对数据做了以下筛选:1.剔除商誉期末余额和商誉减值损失额同时为零的公司,因为此类公司没有商誉,不需要进行商誉减值测试;2.剔除在样本区间内受到ST、*ST等处理的上市公司;3.剔除在研究年份期间暂停上市及所获得的资料不全,财务数据没有连续披露,相关数据和信息异常的公司;4.剔除金融保险相关行业,因为金融保险类企业的运作方式与普通企业不同。最终得到1340个观测值。本文的所有数据均来源于东方财富网、同花顺官网和国泰安(CSMAR)数据库,使用Excel和stata14对其进行处理。

  4.2变量设定

  4.2.1被解释变量

  (1)wd:商誉减值比例,即本年计提商誉减值损失金额与本年期末资产总额的比例。

  4.2.2解释变量

  (1)经济因素变量

  roa:总资产净利率,是净利润和期末总资产之比,反映了企业每一单位的资产能获得多少利润,是用以衡量企业经营成果与盈利能力的综合性指标,roa越高,表明该企业资产的获得利润的能力越强,资产运营越有效。

  growth:营业收入增长率,指企业本期与上期营业收入之差和上期营业收入总额之比,反映了公司未来现金流的增长率,是评价企业发展潜力的重要指标。营业收入增长率越高,表明营业收入增加的速度越大,企业发展潜力和成长能力越好。

  mtb:市值账面比,该变量的倒数代表了上市公司管理层预期商誉会发生减值的程度,该指标越小,说明发生商誉减值的可能性越大,计提的商誉减值准备越多。

  (2)盈余管理动机变量

  smooth:盈余平滑动机,当总资产净利率ROA为正值,且其变化值大于所有正值的中位数时,上市公司存在盈余平滑动机,smooth取值1,否则取0。

  bath:洗大澡动机,当总资产净利率ROA为负值,且其变动值低于所有负值的中位数时,上市公司存在洗大澡动机,bath取值1;否则取0。

  mshare:管理层持股比例,是管理层持股数量与股本总数之比。

  4.2.3控制变量

  包括总资产自然对数(size)、年份(year)、资产负债率(lev)、商誉期初余额(gw)营业收入(sales)和第一大股东持股比例(largest)。

  表4.2变量定义表

  变量类型变量名称符号变量说明

  被解释变量商誉减值比例wd(本年计提商誉减值损失金额/本年期末资产总额)×100%

  解释变量总资产净利率roa净利润/期末总资产×100%

  营业收入增长率growth(本期营业收入-上期营业收入)/上期营业收入×100%

  市值账面比mtb权益的市值/权益的账面价值

  盈余平滑动机smooth若ROA>0且△ROA大于所有正值的中位数,取1;否则,取0

  洗大澡动机bath若ROA<0且△ROA小于所有负值的中位数,取1;否则,取0

  管理层持股比例mshare管理层持股/股本总数

  控制变量资产负债率lev总负债期末余额/总资产期末余额×100%

  公司规模size年末资产总额的自然对数

  商誉余额gw(商誉期末余额+本期确认的商誉减值)/期初总资产

  年度变量year年份

  营业收入sales营业收入/期末总资产

  第一大股东持股比例largest第一大股东持股数/股本总数

  4.3模型构建

  基于以上分析,该模型将商誉减值比例(wd)作为被解释变量,将总资产净利率(roa)、营业收入增长率(growth)、市值账面比(mtb)、盈余平滑动机(smooth)、洗大澡动机(bath)、管理层持股比例(mshare)作为解释变量,同时考虑了其他会影响到商誉减值比例的相关变量,包括:资产负债率、公司规模、商誉余额、年度变量、营业收入、第一大股东持股比例。构建回归模型如下:

  5.实证分析

  5.1描述性分析

  如下表所示,在1340个样本中商誉减值比例(wd)的最大值和最小值分别为0.5869537和0,由此可见不同的样本公司所计提的商誉减值准备差别很大。在关于经济因素方面的变量中,总资产净利率(roa)的平均值为0.0288095,最大值为0.3721405,最小值为-1.067552,由此可见,不同上市公司的成长潜力与盈利能力具有明显的差别。营业收入增长率(growth)的最大值为6.804451,最小值为-0.9713035,均值为0.1338709,营业收入增长率的巨大波动说明上市公司的成长能力和发展能力也各不相同。权益的市值账面比(mtb)的最大值为235.4416,最小值为0.4307943,平均值为3.855748,标准差为9.11804,可见不同的上市公司对商誉预期减值的程度大不相同。管理层持股比例(mshare)的平均值0.0628657,最大值为0.5544832,最小值为0。在盈余管理方面的变量中,盈余平滑动机(smooth)的均值为0.0977612,说明有9.78%的上市公司在近四年内经营业绩较好,获得的利润较高,因此样本公司的管理层可能出于未来企业持续增长的目的存在盈余平滑动机。大洗澡动机(bath)的均值为0.0604478,说明约有6.04%的上市公司的业绩不理想,发生了亏损,具有大洗澡动机。

  表5.1描述性分析

  变量观测值平均值标准差最小值最大值

  wd 1,340 0.0050663 0.0315905 0 0.5869537

  roa 1,340 0.0288095 0.0757029-1.067552 0.3721405

  growth 1,340 0.1338709 0.392017-0.9713035 6.804451

  mtb 1,340 3.855748 9.11804 0.4307943 235.4416

  mshare 1,340 0.0628657 0.1139176 0 0.5544832

  smooth 1,340 0.0977612 0.2971024 0 1

  bath 1,340 0.0604478 0.2384035 0 1

  yysr 1,340 0.6026231 0.4789347 0.0082743 5.543694

  largest 1,340 0.3115944 0.1334924 0.0528 0.8553

  lev 1,340 0.4561365 0.1994662 0.0308064 0.9951665

  size 1,340 22.74578 1.342821 19.0072 28.25259

  gw 1,340 0.0870281 0.198047 1.40E-06 3.327735

  5.2相关性分析

  为保障所设定的模型的合理性,本文对选取的所有变量进行相关性检验,检验结果如下表所示。在反映经济因素的指标中,总资产净利率与商誉减值比例在0.1的水平上显著负相关,营业收入增长率与商誉减值比例有微弱的负相关关系,而权益市值账面比与商誉减值比例的相关系数为0.036,呈微弱正相关关系,二者都没有通过显著性检验。在反映盈余管理因素的指标中,洗大澡动机在0.05的水平上与商誉减值比例显著负相关负相关。管理层持股比例与商誉减值比例的在0.1的水平上显著正相关。以上分析初步表明总资产净利率、营业收入增长率、市值账面比、管理层持股比例、洗大澡动机、盈余平滑动机都与商誉减值比例在一定的程度上存在相关性,但有的变量未通过显著性检验,下文将进一步分析。从控制变量上看,除了营业收入(sales)与商誉减值比例有微弱的负相关关系,其他变量均与商誉减值计提比例显著相关,其中年份(year)和商誉期初余额(gw)与商誉减值比例在0.01的水平上正相关,企业规模(size)和第一大股东持股比例(mshare)与商誉减值比例在0.01的水平上显著负相关。

  表5.2相关性分析

  变量wd roa growth mtb mshare smooth bath sales largest lev size gw year

  wd 1

  roa-0.456***1

  growth-0.038 0.154***1

  mtb 0.036-0.141***-0.027 1

  mshare 0.102***0.016 0.142***0.019 1

  smooth-0.016 0.183***0.066**0.046*-0.017 1

  bath 0.408***-0.638***-0.137***0.200***0.043-0.083***1

  sales-0.028 0.099***-0.02-0.031-0.047*-0.006-0.061**1

  largest-0.071***0.067**-0.053*-0.055**-0.117***-0.041-0.049*0.152***1

  lev-0.048*-0.196***-0.011 0.086***-0.235***-0.036 0.061**0.177***0.147***1

  size-0.093***0.090***0.039-0.204***-0.207***-0.144***-0.151***0.129***0.299***0.535***1

  gw 0.307***-0.083***0.355***0.043 0.244***-0.025 0.106***-0.126***-0.132***-0.189***-0.131***1

  year 0.132***-0.061**0.006-0.121***-0.045*0.035 0.063**-0.003-0.044 0.023 0.097***-0.023 1

  注:*、**、***分别表示在0.1、0.05和0.01的水平上显著。

  5.3多重共线性检验

  如下表所示,解释变量和控制变量的VIF均小于10,因此所有变量之间不具有多重共线性,本模型设定较为合理,可以进行回归分析。

  表5.3多重共线性检验

  变量VIF

  roa 1.92

  size 1.81

  bath 1.77

  lev 1.75

  gw 1.29

  growth 1.23

  mtb 1.15

  largest 1.14

  mshare 1.13

  smooth 1.09

  yysr 1.08

  year 1.05

  均值1.37

  5.4回归分析

  下表为回归分析结果。模型的R2为0.3332,调整后的R2为0.3272,代表经济因素和盈余管理因素能解释商誉减值比例32.72%的波动,说明本模型具有统计意义。权益市值账面比的回归系数为-0.0001094,说明权益市值账面比每增加一个单位商誉减值计提比例就会减少-0.0001094个单位,但未通过显著性检验,因此不能接受原假设H1。总资产净利率、营业收入增长率与商誉减值计提比例在0.01的水平上显著负相关,回归系数分别为-0.153089、-0.0058784。可以看出解释变量总资产净利率每增加一个单位,商誉减值计提比例就减少0.153089个单位,营业收入增长率每增加一个单位,商誉减值计提比例就减少0.0058784个单位,因此可以说明企业的成长能力和盈利能力越强、业绩越好,商誉减值计提比例就越少,也能说明企业在业绩较差的时期倾向于计提更多的商誉减值准备,因此接受原假设H2。

  盈余平滑动机与洗大澡动机都在0.01的水平上与商誉减值计提比例显著正相关,盈余平滑动机与商誉减值准备的回归系数为0.0083987,因此解释变量盈余平滑动机每增加一个单位时,商誉减值比例会增加0.0083987个单位,洗大澡动机与商誉减值准备的回归系数为0.0210611,说明洗大澡动机每增加一个单位时,商誉减值比例会增加0.0210611个单位,由此可见上市公司在业绩特别好或特别差的时期会计提更多的商誉减值准备,商誉减值存在盈余管理动机,接受原假设H3、H4。

  管理层持股比例与商誉减值比例呈微弱的正相关关系,但未通过显著性检验,这可能是因为我国高管股权激励并未发展成熟,还尚且处在初始阶段,高管的持股数量比较少,因此拒绝原假设H5.

  表5.4回归分析

  wd Coef.Std.Err.t P>t[95%Conf.Interval]

  roa-0.153089***0.0129747-11.8 0-0.1785421-0.1276359

  growth-0.0058784***0.0020002-2.94 0.003-0.0098024-0.0019544

  mtb-0.0001094 0.0000832-1.32 0.188-0.0002725 0.0000537

  mshare 0.010819 0.0066123 1.64 0.102-0.0021527 0.0237908

  smooth 0.0083987***0.0024885 3.38 0.001 0.0035169 0.0132804

  bath 0.0210611***0.0039521 5.33 0 0.013308 0.0288141

  yysr 0.0043728***0.0015336 2.85 0.004 0.0013643 0.0073813

  largest-0.0017378 0.005657-0.31 0.759-0.0128354 0.0093598

  lev-0.0171015***0.0046971-3.64 0-0.026316-0.007887

  size 0.0013803*0.0007091 1.93 0.054-0.0000227 0.0027593

  gw 0.0443784***0.0040928 10.84 0 0.0363494 0.0524074

  year 0.0027928***0.0006477 4.31 0 0.0015222 0.0040635

  _cons-5.653051***1.30466-4.33 0-8.212473-3.09363

  注:*、**、***分别表示在10%、5%和1%的水平上显著。

  5.5稳健性检验

  为了检验文章模型的稳健性与有效性,下文进行稳健性检验。将解释变量总资产净利率替换成另一个能够衡量企业绩效的指标每股收益(eps),并将原控制变量第一大股东持股比例换成前十大股东持股比例。检验的结果如以下各表所示,所得结果与原本模型的回归结果相同。

  表5.5-1描述性统计

  变量观测值平均值标准差最小值最大值

  wd 1,340 0.0050663 0.0315905 0 0.5869537

  eps 1,340 0.3214173 0.5927557-4.73 8.09

  growth 1,340 0.1338709 0.392017-0.9713035 6.804451

  mtb 1,340 3.855748 9.11804 0.4307943 235.4416

  mshare 1,340 0.0628657 0.1139176 0 0.5544832

  smooth 1,340 0.0977612 0.2971024 0 1

  bath 1,340 0.0604478 0.2384035 0 1

  yysr 1,340 0.6026231 0.4789347 0.0082743 5.543694

  ten 1,340 0.5423908 0.1517734 0.1629836 0.9513715

  lev 1,340 0.4561365 0.1994662 0.0308064 0.9951665

  size 1,340 22.74578 1.342821 19.0072 28.25259

  gw 1,340 0.0870281 0.198047 0.0000014 3.327735

  instshare 1,340 0.387613 0.2109405 0.0002137 0.8961552

  表5.5-2相关性分析

  wd eps grpwth mtb mshare smooth bath sales ten lev size gw year

  wd 1

  eps-0.325***1

  grpwth-0.038 0.110***1

  mtb 0.036-0.155***-0.027 1

  mshare 0.102***0.344***0.142***0.019 1

  smooth-0.016 0.118***0.066**0.046*-0.017 1

  bath 0.408***-0.424***-0.137***0.200***0.043-0.083***1

  sales-0.028 0.200***-0.02-0.031-0.047*-0.006-0.061**1

  ten-0.027 0.201***0.042-0.086***0.213***-0.107***-0.069**0.154***1

  lev-0.048*-0.045-0.011 0.086***-0.235***-0.036 0.061**0.177***0.147***1

  size-0.093***0.297***0.039-0.204***-0.207***-0.144***-0.151***0.129***0.299***0.535***1

  gw 0.307***-0.089***0.355***0.043 0.244***-0.025 0.106***-0.126***-0.132***-0.189***-0.131***1

  year 0.132***-0.011 0.006-0.121***-0.045*0.035 0.063**-0.003-0.044 0.023 0.097***-0.023 1

  表5.5-3回归分析

  wd Coef.Std.Err.t P>t[95%Conf.Interval]

  eps-0.0112436***0.0014952-7.52 0-0.0141780-0.0083104

  growth-0.0072583***0.0020528-3.54 0-0.0112854-0.0032311

  mtb-0.0001317 0.0000856-1.54 0.124-0.0002996 0.0000361

  mshare 0.0078480 0.0069128 1.14 0.257-0.0057144 0.021408

  smooth 0.0057579**0.0025477 2.26 0.024 0.0007599 0.0107559

  bath 0.0397749***0.0034834 11.42 0 0.0329413 0.0466084

  yysr 0.0048204***0.0016036 3.01 0.003 0.0016745 0.0079663

  ten-0.0039281 0.0055087-0.71 0.476-0.0147348 0.0080785

  lev-0.0110846**0.0048126-2.3 0.021-0.0205258-0.0016435

  size 0.0020847***0.0007998 2.61 0.009 0.0005157 0.0036538

  gw 0.0475153***0.004211 11.28 0 0.0392542 0.0557763

  year 0.0030115***0.0006644 4.53 0 0.0017082 0.0043149

  _cons-6.11331***1.338212-4.57 0-8.738552-3.488067

  5.6实证小结

  首先通过数据来源和变量选择说明了本文所选取的被解释变量、解释变量和控制变量并进行描述性统计和相关性分析。其次通过回归分析验证文章的假设是否成立。研究结果发现,权益市值账面比与商誉减值有微弱的负相关关系,但没有通过显著性检验,说明二者之间的影响很小,假设H1不成立;总资产净利率、营业收入增长率都与商誉减值计提比例在0.01的水平上显著负相关,说明假设H2成立,经济因素显著影响商誉减值准备的计提;盈余平滑动机与洗大澡动机都在0.01的水平上与商誉减值计提比例显著正相关,而且盈余平滑动机每增加一个单位时,商誉减值比例会增加0.0083987个单位,洗大澡动机每增加一个单位时,商誉减值比例会增加0.0210611个单位,,因此接受假设H3、H4;管理层持股比例与商誉减值比例呈微弱的正相关关系,但未通过显著性检验,因此拒绝原假设H5。最后通过将解释变量总资产净利率换成每股收益,将控制变量第一大股东持股比例扩大为前十大股东持股比例进行稳健性检验,结果与回归所得结果相同。

  6.结论与展望

  6.1研究发现

  本文从经济因素和盈余管理两个方面出发,以2015-2018年的中国A股上市公司为样本,通过实证分析三者之间的关系发现,经济因素和盈余管理均显著影响上市公司商誉减值的计提。总资产净利率、营业收入增长率和商誉减值比例显著负相关,总资产净利率和营业收入增长率越高,商誉减值比例越小,即企业的盈利能力和成长能力越强,计提的商誉减值准备越少。

  盈余平滑动机、洗大澡动机和商誉减值比例显著负相关,说明具有盈余平滑动机和洗大澡动机的公司管理层倾向于计提更多的减值准备。具有盈余平滑动机的公司,业绩理想,获得的利润很高,为了向市场传达稳健的盈利能力的信号和节税,倾向于计提更多的商誉减值准备,而具有洗大澡的公司,本年没有达到预期的经营目标或是发生亏损,为了下一年业绩的增长,也会计提更多的商誉减值准备。管理层持股比例与商誉减值有微弱的负相关关系,但未通过显著性检验,说明管理层持股比例不影响商誉减值准备的计提。

  6.2研究建议

  首先上市公司应当明确规定计提商誉减值准备的方法,必须严格规定相关资产组或资产组组合的公允价值与其可回收金额的判定标准,以防管理层随意评估,当相关的资产组有减值的迹象时就立刻进行减值测试,以保证信息的可靠性。同时上市公司要健全内部审计的相关制度,确保其审计部门的独立性,以防其提供虚假的财务数据,减少管理层进行盈余管理的空间。

  其次要完善商誉准则的制定,要细致化分与商誉相关的资产组或者资产组组合的认定标准,可以借鉴美国财务会计准则委员会的相关规定,采用分部报告单元的理念,使上市公司判断商誉是否发生减值时有具体的参考标准。

  最后要加强信息披露的相关规定,由于我国准则规定只需要披露“达到重大比例”的商誉的相关信息,但每个人对重大比例的理解不同,财务信息的使用者也只能凭借自身的判断来确定其有没有达到该比例,因此管理层有了更大的空间进行盈余操纵,因此准则制定者应当进一步规定信息披露的标准,也要加强与商誉有关的非财务信息的披露,例如有关宏观环境和行业发展等的衡量指标,以及其可回收金额的判定方法等,以确保会计信息的完整性,使投资者们进行更加准确的判断,对于未按照披露准则的规定进行披露的上市公司要进行严厉的惩罚。

  6.3研究局限与展望

  首先本文的数据来自于国泰安数据库、同花顺和东方财富网站,数据来源并不一致,因此关于个别数据的计算方法并不一样,对本文的实证结果有一定的影响。其次本文选取的是2015-2018年的中国A股上市公司的样本数据,获取的样本数据数量不是很多,因此所得结果受到了影响。最后在变量的选取上面,本文并没考虑高管特征和外界监督等相关变量,这些变量对管理层进行盈余管理有很大的影响,在今后的研究中要可以加入这些变量进行分析从而更加全面的分析商誉减值的影响因素。