大股东持股对商誉减值规避的影响研究

韩宏稳

(上海大学管理学院，上海 200444)

一、引言

党的二十大报告强调，“高质量发展是全面建设社会主义现代化国家的首要任务”。并购重组作为引导市场资源重新配置的主要方式，是服务国家经济发展战略和落实党的二十大精神的重要举措。然而，由于并购双方之间天然的信息缺口，并购交易中高估值、高溢价、高业绩承诺的现象屡见不鲜。这种“三高”现象助推并购商誉规模陡增。据Wind数据库统计，我国A股市场商誉规模从2007年的417.09亿元快速攀升到2022年的12282.12亿元。这些日益高企的商誉引发的后续减值问题不容忽视。

我国现行会计准则为了更好地反映商誉的经济实质，对商誉后续处理引入减值测试方法，取代过去的定

※ 本文仅为作者个人观点，不代表所在单位意见。感谢各位审稿专家提出的宝贵建议。

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目前，学界主要考察了管理者、董事、分析师等主体在企业商誉减值规避中的作用，较少有学者探讨股东行为对商誉减值规避的影响(韩宏稳，2022)。仅有Glaum et al.(2018)分析了机构投资者持股比例能否替代国家会计审计制度执行力度对商誉减值不及时现象产生抑制作用，而对企业大股东的影响缺乏探讨。不同于西方发达国家，我国资本市场公司股权结构较为集中，大股东(指公司第一大股东)实际控制和影响企业的决策活动(Jiang et al.，2010)。那么，大股东持股比例能否对公司商誉减值规避产生影响？若存在影响，大股东在其中扮演何种角色？发挥怎样的作用？

理论上，大股东持股比例对商誉减值规避的影响可能具有多重效应。一是“短视效应”。大股东持股比例越高，当期利益因商誉减值确认而减损的越严重，因而越有动机去规避商誉减值及时确认。二是“隧道效应”。随着持股比例的增加，大股东越有能力通过隧道行为攫取私有收益，为了掩盖隧道行为带来的业绩不佳，大股东很可能会选择推迟商誉减值确认。三是“监督效应”。随着持股比例的提升，大股东更有动力监督管理者商誉减值规避的自利行为。四是“利益协同效应”。随着大股东持股比例的上升，大股东与中小股东的利益趋于一致，能够减少隧道行为，从而降低商誉减值规避。两者关系中究竟是何种影响效应占主导地位，理论上无法确定，有待实证检验。

本文选择2008―2020年我国A股上市公司为样本，发现随着大股东持股比例的上升，商誉减值规避程度有显著的下降，这支持了“监督效应”和“利益协同效应”，但不支持“短视效应”和“隧道效应”。异质性检验发现，大股东持股比例在非国有企业和信息不对称水平较高的公司中更加能降低商誉减值规避；2017年中国证监会发布减持新规后，大股东持股对商誉减值规避的抑制作用更加显著。

本文的主要贡献在于：第一，发展了商誉减值的相关研究。一方面，本文结合商誉是否需要减值以及需要减值程度，考察商誉减值规避问题，有助于推进该领域的研究深度；另一方面，本文从股权结构角度，考察大股东持股比例对商誉减值规避的影响，为商誉减值研究领域提供了新的视角。第二，丰富了大股东持股如何影响企业会计决策方面的文献成果。尽管有学者分析了大股东持股在企业会计决策中的影响作用，但这些文献更多是考察大股东持股对会计决策后果方面的影响，较少有直接考察大股东持股对会计决策本身的影响。本文考察大股东持股对企业商誉减值决策的影响及其作用机制，有助于补充大股东在具体会计决策中作用的文献成果。

二、文献回顾与研究假设

(一)文献回顾

1.商誉减值规避的影响因素

商誉减值规避是指企业商誉需要减值、但未计提或少计提减值的情况(韩宏稳，2022)。目前，文献对商誉减值规避影响因素的研究主要集中于以下方面：第一，管理者薪酬。已有文献发现，当公司实施与业绩相关的奖励计划时，管理者为了获得物质奖励，倾向于规避商誉减值的及时确认(Beatty and Weber，2006；Ramanna and Watts，2012；Glaum et al.，2018)。第二，管理者声誉。以往研究主要从管理者任期和管理者变更两个角度，考察管理者声誉对商誉减值规避的影响。基于管理者任期角度的文献认为，管理者任期越久，并购商誉越可能是其任期内形成的，若计提减值，说明管理者过去做出的并购决策是失败的，因而管理者为了维护自身声誉，倾向于推迟商誉减值确认(Ramanna and Watts，2012)。基于管理者变更角度的文献认为，管理者发生变更，新上任的管理者会确认较多的商誉减值，以避免前任管理者任期内形成的商誉在其任期内发生减值，损害自己声誉；反之，若管理者没有变更，管理者为了维护声誉，不愿及时确认商誉减值损失(Glaum et al.，2018；张东旭和曹瑾，2020)。第三，风险因素。现有文献发现，当公司债务违约风险和退市摘牌风险较高时，商誉减值规避可能性越大(Beatty and Weber，2006；Ramanna and Watts，2012)。第四，治理机制。已有研究表明，国家层面会计审计制度(Glaum et al.，2018；Gros and Koch，2020)、机构投资者持股(Glaum et al.，2018)、董事任期(Gros and Koch，2020)、分析师跟进(Ayres et al.，2019)、公司治理水平(Kabir and Rahman，2016)能够促进企业更及时确认商誉减值，减少商誉减值规避。

2.大股东持股比例的经济后果

以往文献发现，大股东持股比例对企业决策以及组织后果主要有正反两方面的作用。第一种观点认为，大股东持股比例的提高，有助于缓解股东与管理者之间的代理问题，约束管理层的自利行为，对企业产生积极的影响。比如，Margaritis and Psillaki(2010)的研究指出，随着持股比例增加，大股东可以监督管理者的非效率投资，提升公司价值。Chen et al.(2014)的研究发现，大股东持股比例的提升可以约束管理层的短视行为，加大对企业创新活动的投入，提高企业创新输出。王化成等(2015)的研究表明，大股东持股比例增加可以抑制管理者隐藏负面消息动机，降低公司未来股价崩盘风险。赵康生等(2017)的研究得出，大股东持股比例提升有助于降低公司诉讼风险。潘凌云和董竹(2020)的研究表明，大股东持股比例增加对企业生产率具有提升作用。

第二种观点认为，大股东持股比例的增加可能会引发大股东与小股东之间的代理问题，大股东凭借着其对企业的控制能力，通过隧道行为侵占小股东的利益，对企业产生消极影响。比如，Johnson et al.(2000)、姜国华和岳衡(2005)指出，大股东可以通过金字塔股权结构、交叉持股、关联交易、资金占用、股利政策、并购重组等方式，以牺牲小股东利益为代价，来获取自身私利的最大化。Jiang et al.(2010)、李文洲等(2014)、Bao and Lewellyn(2017)的进一步研究发现，大股东为了掩盖其隧道行为，会降低经理人业绩薪酬敏感性、实施盈余操纵，导致企业价值减损。

(二)研究假设

包括我国在内的大多数国家资本市场股权结构相对较为集中，大股东对企业的决策及其后果具有重要影响。令人遗憾的是，鲜有文献结合该实际情况，考察大股东在企业商誉减值规避中扮演的角色与作用。为此，本文基于股权结构视角，探讨企业商誉减值规避现象背后是否存在大股东的影响。结合以往研究的成果，随着持股比例的提高，大股东既可能对企业产生有利的影响，也有可能对企业产生不利的影响，可以预期大股东持股比例对公司商誉减值规避可能存在多重影响效应。

一是“短视效应”。商誉减值作为一项损失，直接计入当期损益，会降低公司当期会计业绩，引发市场消极反应(张新民等，2020)。潘红波等(2019)指出，市场和投资者往往会放大商誉减值的负面影响，也会因此质疑企业的财务信息质量，对企业未来前景产生悲观预期，致使股价短期内快速下降。公司当期会计盈余的减少和股价的下跌会致使大股东的利益受损，一方面是商誉减值造成的股价下滑会导致大股东的股票财富缩水，另一方面是商誉减值造成的盈余降低会导致大股东可能的分红减少。大股东持股比例越高，商誉减值对大股东造成的短期利益损失越严重。因而，随着持股比例的提升，大股东为了维护短期的自身利益不受到减损，有动机去选择规避商誉减值的及时确认。本文称之为“短视效应”。

二是“隧道效应”。已有不少研究证实，随着持股比例的增加，大股东更加容易控制企业，通过关联交易、资源占用等隧道手段，攫取控制权私有收益(Jiang et al.，2010)。为了粉饰这些隧道行为导致的业绩不佳，大股东往往会控制企业实施向上盈余管理(高雷和张杰，2009)。商誉减值规避作为向上盈余操纵的一种重要手段，相比应收账款、固定资产等应计盈余方式，更为复杂和难以核实，隐蔽性更强(Han et al.，2021)。因而，随着大股东持股比例的增加，大股东容易一股独大，更加有能力实施隧道挖掘行为，谋取控制权私有收益，并利用隐蔽性较高的商誉减值规避方式来掩盖其隧道行为。本文称之为“隧道效应”。

三是“监督效应”。以往研究表明，企业商誉减值决策中存在管理者自利行为。管理者基于报酬和声誉的考虑，有强烈的动机去规避商誉减值及时确认(Beatty and Weber, 2006；Ramanna and Watts，2012；Glaum et al.，2018；张东旭和曹瑾，2020)。然而，管理者通过规避商誉减值谋求私利，对应的损失却由股东来承担。比如，管理者通过推迟商誉减值损失确认来达到股权行权条件，或者获得本不该发放的业绩薪酬，这些都会直接损害股东的利益。更为重要的是，商誉减值规避对公司未来业绩与股价会产生较为持久的破坏影响(Han and Tang，2020)，由于管理者的任期和责任双重有限，这些事后损失难以被追责，只能由股东来买单。大股东持股比例越高，在管理者商誉减值规避自利行为中所承担的损失越大，因此，大股东为了维护自身长期利益，更加有动机监督管理者在商誉减值中的自利行为，降低商誉减值规避程度。同时，随着大股东持股比例的提升，监督成本的外部性下降，有助于缓解“搭便车”现象，大股东也更有动力去监督管理者商誉减值规避的机会主义行为。本文称之为“监督效应”。

四是“利益协同效应”。有部分研究指出，大股东持股比例与资金占用等隧道行为呈现先增后减的非线性关系(李增泉等，2004；Yu，2013)。这说明，尽管随着持股比例的增加，大股东隧道挖掘能力得以提升，但隧道挖掘的边际收益在递减。因此，随着大股东持股比例的上升，大股东隧道挖掘的意愿会下降，大股东粉饰其隧道行为的商誉减值规避会相应在一定程度上减少。同时，大股东与中小股东的利益更加趋于一致，大股东更能以企业所有者的身份，监督管理者在商誉减值决策中自利行为，降低企业商誉减值规避。本文称之为“利益协同效应”。

综上所述，大股东持股比例对商誉减值规避存在多重影响效应。基于“短视效应”和“隧道效应”，大股东持股比例对企业商誉减值规避具有显著的正向影响；而基于“监督效应”和“利益协同效应”，大股东持股比例对商誉减值规避具有显著的负向影响。究竟是何种影响效应占据主导地位，需要实证检验。为此，本文提出以下两个竞争性假设：

H1a：大股东持股比例对商誉减值规避具有显著的正向影响作用。

H1b：大股东持股比例对商誉减值规避具有显著的负向影响作用。

三、研究设计

(一)样本选择与数据来源

我国2007年执行的新会计准则首次将商誉从无形资产中剥离出来，单列为一项资产科目，对商誉后续计量采取减值测试方法，取代过去定期摊销方式。首年度内，公司披露的商誉信息更多是对以往商誉的调整，很可能会致使研究样本存在噪音(徐经长等，2017)。为此，本文以2008年作为起始年份，选取2008―2020年我国A股上市公司为初始研究样本。参考以往研究的做法，本文依据如下原则进行数据筛选：剔除金融行业公司样本；剔除ST公司样本；剔除商誉原值为零的公司样本；剔除净资产为负和数据缺失的样本。本文的商誉减值数据来源于Wind数据库，其他研究变量数据来源于CSMAR数据库。为消除极端值对研究结果的影响，本文对所有连续变量进行上下1%分位数的缩尾处理。

(二)变量定义

1.商誉减值规避

商誉减值规避是商誉需要减值却没计提或者少计提的行为。因而，测度商誉减值规避的难点在于如何计量出商誉需要多大程度减值，即经济减值。本文借鉴韩宏稳和杨世信(2023)的思路，首先回到商誉本身，通过模型测度商誉的经济价值；其次计算商誉账面价值与其经济价值的偏离度，识别出商誉需要多大程度减值；最后结合商誉确认的会计减值，将其低于商誉经济减值的差额作为商誉减值规避的度量指标。具体如下所示：

第一步，通过构建下列模型(1)，计量商誉的经济价值：

其中，被解释变量为公司商誉原值GWi,t；解释变量包括公司当期的财务指标(ΔSALE_adji,t、ΔPreROA_adji,t)和市场指标(RET_adji,t)。

第二步，运用式(3)，计算出公司年度商誉需要在多大程度上进行经济减值GWIMP_ecoi,t：

第三步，根据公司年度披露的商誉减值信息，得出商誉会计减值(GWIMP_acoi,t)，再对比上述算出的商誉经济减值(GWIMP_ecoi,t)，即可计算出商誉减值规避程度(GWIMPAi,t)。若GWIMP_ecoi,t高于GWIMP_acoi,t，则GWIMPAi,t=GWIMP_ecoi,t-GWIMP_acoi,t，否则取值为0。

2.大股东持股比例

参照王化成等(2015)、潘凌云和董竹(2020)的研究，对于大股东持股TOP1，本文采用第一大股东持股比例来衡量，等于期末第一大股东持股数占总股数的比重。

3.控制变量

对于控制变量，参考以往相关文献(Glaum et al.，2018；Han et al.，2021)，本文选取公司规模(SIZE)、负债水平(LEV)、盈利状况(PreROA)、经营现金流增幅(ΔCFO)、营业收入增幅(ΔSALE)、市值账面比(MTB)、高管股权激励计划(BONUS)、高管持股比例(MHOLD)、高管变更(MCHANGE)、董事会规模(BOARD)、独立董事比例(IND)、两职合一(DUAL)、分析师跟进(ANALYST)、大所审计(BIG10)、操纵性应计(DA)等变量，同时控制年度和行业可能的影响。

各变量具体定义见表1。

表1 变量定义

(三)模型设定

参照Han et al.(2021)的做法，本文构建如下Tobit回归模型检验研究假设：

其中，被解释变量为商誉减值规避(GWIMPA)，解释变量为大股东持股比例(TOP1)。若假设H1a成立，那么回归系数β1应该显著为正；若假设H1b成立，那么系数β1应该显著为负。

四、实证结果与分析

(一)描述性统计

表2报告了主要研究变量的描述性统计结果。大股东持股比例TOP1的均值和中位数分别为0.328、0.303，说明我国资本市场上市公司股权结构较为集中，大股东对企业决策能够产生重大影响。商誉减值规避GWIMPA的均值为0.023，且高于中位数0.000，说明部分公司有较高程度的商誉减值规避。其他变量的描述性统计结果与之前文献相似。

表2 变量的描述性统计结果

(二)多元回归结果与假设检验

表3列示出大股东持股比例与商誉减值规避的Tobit回归结果。其中，第(1)列仅放入解释变量大股东持股比例TOP1、年度和行业效应，第(2)列是在第(1)列基础上加入影响公司商誉减值规避的控制变量。由表中第(1)和(2)列可知，TOP1的系数均显著为负，且均在1%水平下显著。由此可见，控制了一系列影响商誉减值规避的其他因素以及年度和行业效应后，大股东持股比例对商誉减值规避有显著的负向影响，表明随着大股东持股比例的增加，公司商誉减值规避程度显著下降，这与“监督效应”和“利益协同效应”理论预期一致，即支持了前文提出的假设H1b，但不接受假设H1a。

(三)稳健性检验

1.内生性问题

为缓解遗漏变量和反向因果等原因造成的内生性问题，本文进行以下稳健性检验。

第一，参照王化成等(2015)的做法，选取同行业同年度其他公司大股东持股比例平均水平，作为TOP1的工具变量，采用2SLS回归模型对研究假设进行重新检验。检验结果如表4第(1)(2)列所示。由第一阶段回归结果可知，工具变量与解释变量之间具有高度相关性，且F值远高于10，说明不存在弱工具变量问题。第二阶段回归结果显示，工具化后的大股东持股比例对商誉减值规避具有显著的抑制作用，说明基准模型的回归结果是稳健的。

表4 内生性问题的稳健性检验结果

第二，为缓解反向因果问题，借鉴潘凌云和董竹(2020)的做法，将当期的大股东持股比例分解为上一期期末的大股东持股比例(LTOP1)和本期变动的大股东持股比例(ΔTOP1)，重新进行多元回归检验。由表4第(3)列的检验结果可看出，LTOP1和ΔTOP1均在1%水平下显著为负，说明在上一期大股东持股比例影响的基础上，变动的大股东持股比例对商誉减值规避也具有约束作用，这有助于增强大股东持股与商誉减值规避之间因果关系的判断，减弱双向因果的内生性问题。

第三，为进一步控制不可观测的公司个体特征对模型结果的影响，本文采用个体固定模型，对研究结果进行重新估计。表4第(4)列重新估计的结果显示，大股东持股比例与商誉减值规避之间负相关关系依旧成立，说明本文结果并不是因为遗漏公司个体某些特定特征所导致的。

2.其他稳健性检验

第一，置换被解释变量衡量方式。本文重新将模型(1)中的经济指标经过年度行业均值调整，得到商誉减值规避新的代理变量(GWIMPA2)。本文还分年度行业对模型(1)进行回归，得到商誉减值规避另外一个新的衡量方式(GWIMPA3)，重新检验结果见表5第(1)(2)列。第二，标准误双重聚类。为缓解异方差和自相关等问题对研究结果的影响，本文对标准误分别进行个体和年度层面、个体和行业层面、年度和行业层面的双重聚类，检验结果见表5中第(3)～(5)列。第三，更大程度的缩尾处理。为避免异常值对研究结果可能产生的影响，本文对所有连续变量分别进行上下3%和5%分位数的缩尾处理，检验结果见表5中第(6)(7)列。上述稳健性测试结果显示，大股东持股比例对商誉减值规避具有显著负向影响，前文研究结论并未发生改变。

表5 其他的稳健性检验结果

五、异质性分析

(一)产权性质

本文进一步考察在不同产权性质下，大股东持股对商誉减值规避的抑制作用是否存在差异。

首先，相比非国有企业，国有企业规避商誉减值的动机较弱。一方面，相比非国有企业，同等规模下国有企业商誉减值规避的成本更高(胡海峰等，2019)。对于国有企业而言，商誉减值规避不仅会损害企业价值，而且还会影响政府声誉，造成恶劣的社会影响。另一方面，国有企业高管一般具有“准官员”身份(陈仕华等，2015)，一旦隐藏商誉减值负面消息被揭露，不仅要承担经济成本，而且意味着政治生涯结束。这种经济和政治双重成本致使国企高管隐藏商誉减值确认的可能性更低。

其次，国有企业的大股东一般为各级政府机关以及国有企事业单位，更加注重企业长期发展，因而不愿为了短期利益而实施有损企业长期价值的商誉减值规避。

最后，相比非国有企业，国有企业商誉减值规避空间小。国有企业相比非国有企业的信息生成和披露制度更为完善，市场关注更高，能够吸引较多市场中介对公司信息进行解读与传播，企业内外部信息不对称水平相对较低(李璐和姚海鑫，2019)，因而商誉减值规避不容易实现。

据此可推测，相比国有企业，大股东持股对商誉减值规避的抑制作用在非国有企业更加显著。本文构建以下模型对此进行检验：

其中，SOE是产权性质，若是国有企业，取值为1，否则为0。由表6第(1)列的回归结果可知，大股东持股与产权性质TOP1×SOE的回归系数均在1%水平下显著为正。这说明，相比非国有企业，大股东持股对商誉减值规避的抑制作用在国有企业中有所削弱，与上述理论预期一致。

(二)信息环境

当公司信息环境情境不同时，大股东持股对商誉减值规避的影响可能会存在差异。一方面，当公司信息不对称程度较高时，管理者更有空间在商誉减值中实施自利行为，因此，随着大股东持股比例的增加，大股东作为公司重要的持股人，拥有更多公司经营情况等方面的私有信息，对商誉减值规避的监督效应会更加明显。另一方面，当公司信息不对称较低时，管理者商誉减值规避空间会被挤压，因而大股东的监督效应可能相对比较有限。据此可预期，当公司信息不对称程度较高时，大股东持股比例对商誉减值规避的负向影响更加显著。本文构建以下模型对此进行实证检验：

其中，InfAsy是信息不对称，本文使用操纵性应计项指标进行衡量。对于操纵性应计项，本文分别采用DD模型和修正的非线性DD模型来计算。为避免极值以及测量误差可能对研究结果产生的影响，本文参照Tang and Han(2018)的做法，将上述两种模型计算的DA分别经行业年度中位数调整后得到信息不对称的两个指标DAD1、DAD2，当操纵性应计高于中位数时，该两个指标取值为1，否则为0。

表6第(2)和(3)列报告了模型(6)的回归结果。大股东持股与信息不对称两个代理指标的交互项TOP1×DAD1和TOP1×DAD2的回归系数均为负，且均在1%水平下显著。这说明，当公司内外部信息环境质量较低时，大股东持股对商誉减值规避的负向影响更加显著，与上述理论预期一致。

(三)减持新规

中国证监会于2017年5月修订并发布《上市公司股东、董监高减持股份的若干规定》，旨在更加规范股东减持行为，强化减持信息预披露，提高违规减持惩罚力度。该减持新规实施后，大股东与中小股东利益协同性会得以提升。一方面，减持新规后大股东利用持股优势和信息优势，操纵公司短期业绩以抬升股价后减持获利能力会被削弱(朱茶芬等，2021)，大股东与中小股东利益冲突会得以缓解，两者利益诉求更加趋同。另一方面，减持新规后，大股东从过去追逐短期业绩转向关注企业长期价值(林志伟和黄霞，2021)，更能代表企业所有者发挥监督管理者自利行为的治理职能。据此可预期，减持新规后，随着持股比例的增加，大股东对商誉减值规避的约束作用更加显著。本文构建以下模型对此进行实证检验：

其中，POST是减持新规哑变量，若所处年份为2017年或以后，取值为1，否则为0。由表6第(4)列的回归结果可知，减值新规实施后，大股东持股比例对商誉减值规避的抑制作用更为显著，与理论预期相符。

六、结论与启示

本文选取2008―2020年我国A股上市公司为样本，以股权结构为切入点，探讨大股东持股比例是否会以及如何影响企业商誉减值规避行为。研究表明，大股东持股比例对商誉减值规避具有显著的抑制作用。进一步的检验结果显示，大股东持股比例在非国有企业、信息不对称程度较高公司中以及减持新规后更能够抑制商誉减值规避。

本文主要的研究启示如下：第一，商誉减值规避等异常现象是目前金融市场风险的重要构成部分，随着持股比例的提高，大股东更有动机去监督管理者在商誉减值中的自利行为，并降低其隧道意愿，抑制企业商誉减值规避程度，且该抑制作用在非国有企业和信息不对称程度较高的公司中更加显著。这些结果可为监管部门加强商誉减值事项监管、化解金融市场风险提供决策参考。第二，随着持股比例的增加，大股东既可能是监督者，监督管理者行为，又可能是隧道挖掘者，侵害中小股东利益。大股东在企业决策中究竟扮演着何种角色，学界对此一直争论不下。本文以商誉减值规避为具体问题，发现大股东在其中更多扮演的是监督者角色，可为这一争论提供新的经验证据，加深对大股东在公司治理中作用的理解。第三，大股东持股在减持新规后，对商誉减值规避的抑制作用更加显著。该成果表明减持新规在我国A股市场具有正面的影响，为市场和监管部门全面公允评估减持新规的经济后果提供了新的视角。 ■