徐經(jīng)長 張東旭 劉歡歡

一、引言

2007年1月1日生效的企業(yè)會計準(zhǔn)則規(guī)定,“非同一控制下的企業(yè)合并中,購買方對合并成本大于合并中取得的被購買方可辨認(rèn)凈資產(chǎn)公允價值份額的差額,應(yīng)當(dāng)確認(rèn)為商譽”。該準(zhǔn)則將商譽作為一個資產(chǎn)項目納入合并資產(chǎn)負(fù)債表。而商譽是否能作為一項資產(chǎn),是一個有爭議的問題。企業(yè)會計準(zhǔn)則明確規(guī)定,確認(rèn)一項資源為資產(chǎn)不僅要符合資產(chǎn)的相關(guān)定義,還要滿足該資源的成本或者價值能夠可靠地計量。但是從商譽入賬的計量方法來看,它是合并成本超過購買方持有的被購買方凈資產(chǎn)的公允價值份額的部分,是一個 “倒擠”出來的結(jié)果。這種計量方法并不是從商譽本身出發(fā)去計算其金額,而是從行為結(jié)果里去算一個差值,跟實際價值存在一定的誤差,會影響到商譽計量的準(zhǔn)確性。同時,商譽在形態(tài)上具有不可辨認(rèn)性,增加了計量商譽資產(chǎn)的難度,使得商譽的會計計量頗有爭議 (許家林,2006[1])。

現(xiàn)有的研究主要基于決策有用性目標(biāo)對商譽會計計量問題進(jìn)行研究,該類研究主要分為兩大類:一是研究商譽是否具有價值相關(guān)性,二是研究商譽的預(yù)測價值 (Boennen 和 Glaum,2014[2])。 該類研究多是基于資本市場投資者視角,考慮商譽信息在企業(yè)估值中的作用。但越來越多的研究開始注意到,無論是在歐美等發(fā)達(dá)資本市場還是在中國資本市場中,會計信息的決策有用性目標(biāo)并不符合會計信息的使用實際。企業(yè)會計信息被更多地用于企業(yè)經(jīng)營狀況的評價以及相關(guān)契約的實施中 (Kothari等,2010[3])。那么,商譽信息是否有利于會計信息資源配置作用的發(fā)揮呢?

已有文獻(xiàn)目前已經(jīng)從審計 (葉建芳等,2016[4])、分析師 (曲曉輝等,2016[5])等視角檢驗了商譽信息對相關(guān)契約的影響,但較少有文獻(xiàn)從債權(quán)人的角度研究商譽與債務(wù)契約之間的關(guān)系。不同于歐美國家的企業(yè)對權(quán)益融資的依賴,中國企業(yè)更依賴于債務(wù)融資(Allen等,2005[6])。且商譽又是一項比較有爭議的資產(chǎn),因而深入探討商譽會計信息對債務(wù)契約制定的影響具有重要的理論和現(xiàn)實意義。商譽作為一項比較特殊的不可辨認(rèn)的項目,對企業(yè)財務(wù)報表信息有著較為重要的影響,而企業(yè)財務(wù)報表信息又是債權(quán)人決策的基礎(chǔ),所以商譽信息會受到債權(quán)人的關(guān)注,會對債務(wù)契約產(chǎn)生影響。

本文以2008—2015年A股上市公司中有商譽信息的企業(yè)為研究樣本,檢驗了商譽資產(chǎn)的確認(rèn)以及減值對企業(yè)債務(wù)資本成本的影響。研究發(fā)現(xiàn),并購商譽的確認(rèn)會降低公司的債務(wù)融資成本,而商譽減少會提高公司的債務(wù)融資成本。該結(jié)論在控制了遺漏變量問題以及樣本自選擇問題后依然成立。說明商譽信息的確認(rèn)以及后續(xù)計量確實會對債權(quán)人的借款決策產(chǎn)生影響,具有決策有用性。進(jìn)一步研究發(fā)現(xiàn),所有權(quán)性質(zhì)會對商譽會計信息與債務(wù)資本成本的關(guān)系起到調(diào)節(jié)作用,商譽會計信息對債務(wù)融資成本的影響在非國有公司中體現(xiàn)得較為明顯。說明商譽信息的決策有用性還受到其所處經(jīng)營環(huán)境的影響。

本文的研究貢獻(xiàn)或創(chuàng)新性主要體現(xiàn)為以下兩個方面:第一,本文的研究豐富了商譽信息經(jīng)濟(jì)后果領(lǐng)域的相關(guān)文獻(xiàn)。已有商譽經(jīng)濟(jì)后果的研究主要從股東視角,對商譽的價值相關(guān)性進(jìn)行研究 (Chauvin和Hirschey,1994[7]；Bens 等,2011[8]；杜興強(qiáng),2010[9]),本文從債權(quán)人的角度出發(fā),檢驗了商譽金額和商譽減值對債務(wù)融資成本產(chǎn)生的影響,豐富了該領(lǐng)域的文獻(xiàn)。第二,本文的研究豐富了債務(wù)資本成本影響因素的相關(guān)研究,對以后債務(wù)契約的研究有一定的借鑒意義?；跁嬕暯堑膫鶆?wù)資本成本研究較為關(guān)注的是會計信息質(zhì)量的影響,而較為忽視特定會計信息對債務(wù)契約的影響。本文的研究從商譽信息視角探討了其對債務(wù)資本成本的可能影響。

本文其余部分安排如下:第二部分是理論分析與研究假設(shè),第三部分是研究設(shè)計,第四部分是實證分析,第五部分是研究結(jié)論。

二、理論分析與研究假設(shè)

（一）并購商譽資產(chǎn)的初始確認(rèn)與債務(wù)融資成本

債務(wù)融資成本的高低主要是由債權(quán)人所面臨的風(fēng)險敞口決定的。若借款企業(yè)能夠提供有關(guān)企業(yè)償債能力的有力證明,則必然能夠降低企業(yè)的債務(wù)融資成本。根據(jù)超額收益觀,商譽代表企業(yè)在較長時期內(nèi)可以獲得比同行業(yè)更高利潤水平的超額盈利能力。并購中商譽的確認(rèn)代表著收購方對被收購標(biāo)的能帶來的未來超額收益以及合并后業(yè)務(wù)能產(chǎn)生的協(xié)同效應(yīng)有很好的預(yù)期,是關(guān)于公司的積極消息。且Lee(2010)[10]關(guān)于商譽與未來現(xiàn)金流的研究也發(fā)現(xiàn),商譽能夠很好地預(yù)測未來的現(xiàn)金流,在SFAS142實施后,兩者之間的關(guān)系更顯著了。因此,若債權(quán)人能夠認(rèn)可商譽信息中所包含的積極方面,將商譽視為一項能帶來未來經(jīng)濟(jì)利益流入的資產(chǎn),那么商譽資產(chǎn)的確認(rèn)則會提高債權(quán)人對企業(yè)未來發(fā)展的正面預(yù)期,降低債權(quán)人對其所面臨的風(fēng)險敞口的擔(dān)心,從而降低債務(wù)資本成本。據(jù)此,本文提出假設(shè)1:

H1a：并購中確認(rèn)的商譽大小與并購企業(yè)債務(wù)融資成本負(fù)相關(guān)。

雖然合并商譽作為列示在資產(chǎn)負(fù)債表中的一項資產(chǎn),是預(yù)期能給企業(yè)帶來經(jīng)濟(jì)利益流入的資源。但是按照現(xiàn)行企業(yè)會計準(zhǔn)則的計量規(guī)定,商譽是根據(jù)合并交易安排倒擠出來的一個結(jié)果,這種計量方法會導(dǎo)致商譽在體現(xiàn)超額盈利能力方面存在誤差。Johnson和Petrone(1998)[11]就提出過核心商譽的概念,其將現(xiàn)行的商譽分解為六個部分,并認(rèn)為僅有其中兩個要素是有價值的核心商譽,符合經(jīng)濟(jì)學(xué)上的商譽資產(chǎn)定義。Henning等 (2000)[12]的進(jìn)一步研究發(fā)現(xiàn),投資者對美國公司并購活動中的商譽不同組成部分有不同的反應(yīng)。同理,債權(quán)人也可能會基于商譽信息的不同組成部分的構(gòu)成差異,向企業(yè)要求不同的貸款報酬率。

根據(jù) Johnson 和 Petrone(1998)[11]的分解思路,商譽信息中的過度支付以及計量誤差是導(dǎo)致商譽信息偏離核心商譽價值的主要因素。在并購交易中,股權(quán)支付方式的使用使得過度支付現(xiàn)象較為普遍,從而導(dǎo)致商譽的高估 (Shleifer和Vishny,2003[13]；謝紀(jì)剛和張秋生,2013[14])。同時,由于商譽資產(chǎn)不需要折舊,且商譽減值的操控空間較大,所以高管有動機(jī)確認(rèn)更多的商譽資產(chǎn) (Shalev 等,2013[15]；Paugam等,2015[16]),導(dǎo)致商譽的進(jìn)一步高估。高估的商譽意味著商譽資產(chǎn)中存在泡沫,增加了企業(yè)所面臨的風(fēng)險,可能會導(dǎo)致企業(yè)債務(wù)資本成本的增加。

基于商譽的以上特點,債權(quán)人在借貸決策中既有可能會看重商譽信息所反映的未來超額盈利能力,從而降低債務(wù)資本成本,也有可能并不完全認(rèn)可商譽這項資產(chǎn)的價值,而認(rèn)為商譽是并購交易中過多支付的價款,是公司經(jīng)營風(fēng)險的體現(xiàn),從而要求更高的借款報酬率。因此,在中國資本市場中,商譽信息對債務(wù)資本成本的影響方向需要通過實證方法來檢驗。據(jù)此,本文提出假設(shè)1的競爭性假設(shè):

H1b：并購中確認(rèn)的商譽大小與并購企業(yè)債務(wù)融資成本正相關(guān)。

（二）并購商譽的后續(xù)計量與債務(wù)融資成本

根據(jù)2007年生效的會計準(zhǔn)則,企業(yè)至少應(yīng)在每年年度終了,按 《企業(yè)會計準(zhǔn)則第8號——資產(chǎn)減值》的規(guī)定對商譽進(jìn)行減值測試。資產(chǎn)減值是指資產(chǎn)的可回收金額低于其賬面價值所形成的價值的減少,商譽減值意味著商譽預(yù)計給企業(yè)帶來的經(jīng)濟(jì)利益比原來入賬時預(yù)計的要低。Rees等 (1996)[17]研究表明,市場對上市公司的減值公告存在消極的反應(yīng)。同樣,商譽減值也會向外界傳遞出企業(yè)商譽資產(chǎn)的負(fù)面信號。合并財務(wù)報表是利益相關(guān)者了解企業(yè)相關(guān)信息的一個基本窗口,當(dāng)債權(quán)人捕捉到商譽減值所傳遞的負(fù)面信號時,其可能會增加他們所要求的必要收益率以補(bǔ)償企業(yè)盈利下降所帶來的債務(wù)本息無法償付的風(fēng)險。

已有研究還發(fā)現(xiàn),由于商譽減值的可驗證性較低(Ramanna和Watts,2012[18]), 導(dǎo)致企業(yè)有較強(qiáng)的動機(jī)通過商譽減值項目操控盈余 (Beatty和Weber,2006[19]；Li等,2011[20]；盧煜和曲曉輝,2016[21])。Francis等 (2005)[22]的研究發(fā)現(xiàn),較低的盈余質(zhì)量增加了企業(yè)與債權(quán)人之間的信息不對稱程度,因此會導(dǎo)致債務(wù)資本成本以及權(quán)益資本成本的增加。所以企業(yè)對商譽減值信息的操控會導(dǎo)致債權(quán)人提高債務(wù)報酬率。綜上所述,無論是因為商譽減值信息所傳遞的未來企業(yè)經(jīng)濟(jì)利益減少的信息,還是其傳遞的企業(yè)盈余管理的信息,債權(quán)人都會視其為負(fù)面的消息,要求企業(yè)支付更高的債務(wù)資本成本以補(bǔ)償其面臨的風(fēng)險。據(jù)此,本文提出假設(shè)2:

H2：企業(yè)計提的商譽減值準(zhǔn)備金額與債務(wù)融資成本正相關(guān)。

三、研究設(shè)計

（一）樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

因為 《企業(yè)會計準(zhǔn)則 (2006)》于2007年1月1日開始實施,商譽作為資產(chǎn)項目進(jìn)入資產(chǎn)負(fù)債表,2007年確認(rèn)的商譽信息更多地來自于對以前年度的無形資產(chǎn)中商譽信息的調(diào)整,所以本文以2008—2015年全部A股上市公司中商譽賬面價值不為零的公司為研究對象進(jìn)行研究。本文按以下標(biāo)準(zhǔn)對數(shù)據(jù)進(jìn)行處理:一是剔除金融行業(yè)的上市公司,因為這類公司具有比較特殊的行業(yè)特征,其融資行為顯著異于其他行業(yè)；二是剔除商譽數(shù)據(jù)缺失的樣本；三是剔除其他變量數(shù)據(jù)缺失的樣本。最終共獲取商譽增加的公司年度樣本2 049個；商譽減值的公司年度樣本830個。本文的利息支出數(shù)據(jù)來自WIND數(shù)據(jù)庫,其他財務(wù)數(shù)據(jù)均來自CSMAR數(shù)據(jù)庫。

（二）模型選擇和變量定義

為了研究并購商譽信息對債務(wù)融資成本的影響,本文建立了模型 (1):

其中,COD為債務(wù)資本成本。本文借鑒Zou和Adams(2008)[23]以及李廣子和劉力 (2009)[24]的研究設(shè)計,以利息支出占負(fù)債總額來表示債務(wù)融資成本。同時本文以利息支出除以借款總額 (短期借款與長期借款之和)作為替代變量 (COD1),研究結(jié)論依然穩(wěn)健。GW為本文的主要解釋變量商譽信息,分別用并購商譽增加額 (GWRec)以及商譽減值額(GWImp)表示。為了消除量綱的影響,將其分別除以期末總資產(chǎn)賬面價值進(jìn)行調(diào)整。

參考 Jensen 和 Mecking(1976)[25]、 Sengupta(1998)[26]、 陸正飛 (1996)[27]、 李志軍和王善平(2011)[28]等的研究,回歸模型 (1)中主要控制了公司特征變量和公司治理變量。公司特征變量包括當(dāng)年再融資 (Offer)、盈利能力 (ROA)、公司規(guī)模(Size)、審計意見類型 (Opinion)、上市時間年數(shù)(Age)、成長性 (Growth)、資產(chǎn)負(fù)債率 (LEV)、有形資產(chǎn)比率 (Tang)、信用狀況 (Credit)、盈余波動率 (Risk)。公司治理變量包括所有權(quán)性質(zhì) (SOE)、獨立董事比例 (IDP)、高管兼任 (Dual)、高管薪酬(Wage)、第一大股東持股比例 (Top1)。另外,本文參考Zou和Adams(2008)[23]的研究控制了央行基礎(chǔ)貸款利率對債務(wù)融資成本的影響。其他控制變量還有行業(yè)和年度。ε為隨機(jī)擾動項。為了消除極端值的影響,本文對所有連續(xù)變量在1%以及99%分位數(shù)上進(jìn)行Winsorize處理。相關(guān)變量名稱和定義如表1所示。

表1 相關(guān)變量的符號和定義

續(xù)前表

四、實證結(jié)果

（一）描述性統(tǒng)計

模型 (1)中主要變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果如表2所示。表2中的面板A為有商譽增加樣本的描述性統(tǒng)計,由面板A可以看出,被解釋變量債務(wù)資本成本 (COD)的均值和中位數(shù)均為0.02,說明公司的利息支出占公司負(fù)債總額的2%左右。經(jīng)總資產(chǎn)賬面價值調(diào)整后的并購商譽金額 (GWRec)最大值為0.41,最小值為0.00,平均值 (中位數(shù))為0.04(0.00),表示各個上市公司之間并購商譽差異比較大。表2中的面板B為有商譽減值樣本的描述性統(tǒng)計,由面板B可知,債務(wù)資本成本的均值和中位數(shù)也均為0.02,商譽減值占總資產(chǎn)比重的均值和中位數(shù)均為0.00,說明商譽減值的金額相對于資產(chǎn)總額較小,對公司總資產(chǎn)的影響較小。在兩組樣本中,面板A中的再融資變量 (Offer)、審計意見類型變量(Opinion)、公司成長性變量 (Growth)、公司盈利能力變量 (ROA)、信用狀況變量 (Credit)以及兩職合一變量 (Dual)均要大于面板B中相關(guān)變量的均值；面板A中Size、Age、LEV、Tang等控制變量的均值則要小于面板B中相關(guān)變量的均值,說明兩類樣本之間存在一定的差異。

表2 變量的描述統(tǒng)計結(jié)果

續(xù)前表

（二）回歸結(jié)果分析

表3為商譽信息與債務(wù)資本成本的回歸結(jié)果。其中回歸 (1)與 (2)為新增商譽與債務(wù)資本成本間的回歸結(jié)果,回歸 (3)與 (4)是商譽減值與債務(wù)資本成本間的回歸結(jié)果。其中COD1為利息支出占借款總額的比例,COD2為利息支出占負(fù)債總額的比例。回歸 (1)以及 (2)中GWRec的回歸系數(shù)均顯著為負(fù),且至少在1%水平上顯著,說明并購商譽的增加與債務(wù)融資成本顯著負(fù)相關(guān),與假設(shè)1中H1a的預(yù)期相一致。該結(jié)果表明,債權(quán)人對商譽信息作出了積極的反應(yīng),表明商譽信息具有一定的信息含量,商譽信息被盈余管理的可能性較小?；貧w (3)與(4)中GWImp的回歸系數(shù)顯著為正,且至少在10%水平上顯著,說明并購商譽的減值與債務(wù)融資成本顯著正相關(guān),與假設(shè)2的預(yù)期相一致。說明借款人將商譽減值信息視為負(fù)面信息,提高了對公司的借款利率。

表3中回歸 (1)以及 (3)的模型調(diào)整R2均要小于回歸 (2)與 (4)的結(jié)果,表明以利息支出占負(fù)債總額的比例作為因變量會有更好的擬合效果。這可能是因為不同于歐美等國對權(quán)益融資的依賴,在中國情境下,企業(yè)更多地依賴貸款以及其他非正式融資,使用利息支出占借款總額的比例并不能很好地反映企業(yè)的實際利息情況。此外,控制變量中,上市時間、公司風(fēng)險和央行基礎(chǔ)貸款利率的回歸系數(shù)顯著為正；資產(chǎn)收益率和產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的回歸系數(shù)顯著為負(fù)。與已有的研究結(jié)論基本一致,不一一贅述。

表3 商譽信息與債務(wù)資本成本回歸結(jié)果

續(xù)前表

（三）穩(wěn)健性檢驗

1.遺漏變量的影響。

本文分別基于商譽增加信息以及商譽減值信息討論了商譽信息對債務(wù)資本成本的影響,但未考慮到企業(yè)可能同時存在商譽確認(rèn)以及商譽減值的情況。由于商譽確認(rèn)信息與商譽減值信息所傳遞的信息性質(zhì)截然相反,債權(quán)人可能會基于商譽信息的變動凈額做出其貸款決策。因此,單獨基于某類商譽信息的變動研究其對債務(wù)資本成本的影響可能會產(chǎn)生因遺漏變量導(dǎo)致的內(nèi)生性問題,需要綜合考察其對債務(wù)資本成本的影響。若商譽的變動凈額依然表明商譽信息會影響到債務(wù)資本成本,則可以進(jìn)一步證明本文研究結(jié)論受到商譽增加信息與商譽減值信息抵消效應(yīng)的影響較小,研究結(jié)論較為穩(wěn)健。

基于前文的分析邏輯,并考慮到商譽增加信息與商譽減值信息之間的抵消效應(yīng),本文認(rèn)為商譽變動凈額越大,即商譽增加額大于商譽減值額 (商譽信息更多地傳遞了有關(guān)公司發(fā)展的正面信息),債務(wù)資本成本越低；反之,變動凈額越小,即商譽增加額小于商譽減值額 (商譽信息更多地傳遞了有關(guān)公司發(fā)展的負(fù)面信息),債務(wù)資本成本越高。本文延續(xù)之前的檢驗?zāi)Ｐ?(1),將解釋變量GW替換為以商譽賬面價值計算的商譽變動額 (Change),并除以資產(chǎn)總額以消除量綱的影響。具體回歸結(jié)果如表4所示。

表4 商譽變動凈額與債務(wù)資本成本

續(xù)前表

表4為考慮商譽變動凈額對債務(wù)資本成本影響的回歸結(jié)果。由表4可知,表示商譽變動凈額的變量Change在回歸 (1)和 (2)中,均顯著為負(fù),且均在1%水平上顯著,說明在考慮了商譽增加信息與減值信息之間的抵消效應(yīng)后,商譽信息依然傳遞出有關(guān)公司發(fā)展的相關(guān)信息,與前文的假設(shè)預(yù)測一致。表4中兩列回歸的調(diào)整R2的結(jié)果同表3中的結(jié)果相一致,回歸 (1)的調(diào)整R2要遠(yuǎn)小于回歸 (2)的結(jié)果；同時回歸 (1)與 (2)中如規(guī)模變量、資產(chǎn)收益率等回歸系數(shù)并不一致,這也可能是因為回歸 (1)中所采用的因變量不合適所造成的結(jié)果,但本文主要關(guān)注的是商譽信息的影響,因此不對該問題做進(jìn)一步分析。表4中樣本量多于商譽增加樣本以及商譽減值樣本之和,這主要是因為商譽賬面價值不為0的樣本中包含了部分當(dāng)年商譽沒有變動的樣本,剔除該部分樣本的研究結(jié)論依然不變。

2.樣本選擇偏誤的影響。

由于本文中商譽賬面價值不為0的樣本均為發(fā)生過并購活動的樣本,使得樣本存在自選擇問題,可能會導(dǎo)致研究結(jié)論的偏誤,故本文嘗試采用Heckman兩階段回歸降低自選擇問題造成的影響。傅超等(2015)[29]指出企業(yè)的商譽信息會受到同行業(yè)內(nèi)企業(yè)商譽計量的影響,存在顯著的同行效應(yīng),因此本文以同行業(yè)內(nèi)商譽增加 (減值)的均值作為解釋變量對企業(yè)是否發(fā)生商譽增加 (減值)進(jìn)行第一階段的回歸。同時,由于行業(yè)內(nèi)的商譽均值對單個企業(yè)的債務(wù)資本成本的影響很小,所以同行業(yè)內(nèi)的商譽均值信息是合適的工具變量。

通過對第一階段Selection模型進(jìn)行回歸,得到自選擇系數(shù)變量lambda,將其代入主回歸模型 (1)中進(jìn)行第二階段的回歸。Heckman兩階段回歸結(jié)果見表5。在第一階段的回歸中,還參考 Beatty和 Weber(2006)[19]、 Li等 (2011)[20]以及傅超等 (2015)[29]的研究,控制了資產(chǎn)規(guī)模、上市年限、成長性、資產(chǎn)負(fù)債率以及資產(chǎn)收益率等變量的影響。表5中回歸(1)以及 (3)中商譽的行業(yè)均值變量的回歸均顯著為正,且在1%水平上顯著,也說明了其作為工具變量的合理性。

表5 HECKMAN兩階段回歸

續(xù)前表

表5中回歸 (2)中l(wèi)ambda變量的回歸系數(shù)顯著為負(fù),說明存在樣本自選擇問題。在控制lambda變量后,GWRec變量的回歸系數(shù)顯著為負(fù),說明在控制了樣本自選擇問題后,本文的研究結(jié)論依然穩(wěn)健。回歸 (4)中l(wèi)ambda變量的回歸系數(shù)并不顯著,表明樣本自選擇問題并不嚴(yán)重,在控制該效應(yīng)后,GWImp變量的回歸系數(shù)依然顯著為正,與研究假設(shè)的預(yù)期相一致。

（四）區(qū)分產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的進(jìn)一步分析

Cull和Xu(2003)[30]的研究表明與政府保持良好關(guān)系的企業(yè)有更大的可能性獲得銀行貸款。一方面,具有良好政治關(guān)系的企業(yè)更可能以較低的利率獲得銀行貸款 (La Porta等,2003[31]),另一方面,這種企業(yè)在陷入財務(wù)困境時更容易得到政府的幫助(Faccio 等,2006[32])。 根據(jù)孫錚等 (2006)[33]的研究,上市公司的所有權(quán)性質(zhì)會影響到會計信息的契約有用性,由于政府對國有企業(yè)的各種優(yōu)惠政策在一定程度上可以被視為為國有企業(yè)提供了隱形擔(dān)保,國有企業(yè)的會計信息在債務(wù)契約中的有用性要弱于非國有企業(yè)。廖秀梅 (2007)[34]研究了會計信息對于貸款人決策的影響,提出在國有企業(yè)中,貸款人因為政府對國有企業(yè)的擔(dān)保作用,并沒有有效地利用會計信息對國有企業(yè)的貸款進(jìn)行審查?；谝陨涎芯拷Y(jié)論,本文預(yù)期國有企業(yè)的債權(quán)人對相關(guān)商譽信息的敏感度會弱于非國有企業(yè)。為了驗證這個推測,本文將樣本數(shù)據(jù)分成了國有企業(yè)組和非國有企業(yè)組進(jìn)行回歸分析,回歸結(jié)果如表6所示。

表6 產(chǎn)權(quán)性質(zhì)對商譽信息與債務(wù)資本成本關(guān)系的影響

續(xù)前表

由表6中回歸 (1)與 (2)的對比可知,商譽增加信息在國有組中的回歸系數(shù)不顯著,而在非國有組中其回歸系數(shù)在1%水平上顯著。說明與非國有企業(yè)相比,國有企業(yè)的并購商譽增加信息并不會引起債務(wù)融資成本的降低,國有企業(yè)的會計信息在債權(quán)人的決策中所體現(xiàn)的作用有限,證明了與前文的分析預(yù)期相一致。由回歸 (3)和 (4)的對比可知,國有企業(yè)組商譽減值的系數(shù)為正但不顯著,沒有證據(jù)表明國有企業(yè)的債權(quán)人會因為商譽減值而提高債務(wù)融資成本；非國有企業(yè)組商譽減值的系數(shù)為正且在5%的水平上顯著,表明在非國有企業(yè)中,商譽的減值會引起債務(wù)融資成本的提高。該結(jié)論表明,無論國有企業(yè)會計信息所傳遞的是正面信息還是其負(fù)面信息,其在債權(quán)人決策中的作用都較為有限,而非國有企業(yè)中該類信息則會顯著影響債權(quán)人的決策行為。

五、研究結(jié)論

會計信息反映了公司的財務(wù)狀況和經(jīng)營成果,債權(quán)人會通過會計信息判斷公司的償債能力。隨著并購的發(fā)展,商譽對財務(wù)報表的影響也日益增加,預(yù)期會影響到債權(quán)人對公司的評價,從而影響債務(wù)契約的制定。本文以我國股票市場上2008年至2015年A股非金融類上市公司為樣本,對并購商譽及商譽減值與債務(wù)資本成本之間的關(guān)系進(jìn)行了實證檢驗。研究發(fā)現(xiàn),商譽信息會顯著影響到債務(wù)融資成本。債權(quán)人將商譽視為企業(yè)的一項資產(chǎn),新增的并購商譽越多,債務(wù)融資成本越低；商譽減值越多,債務(wù)融資成本越高。本文的進(jìn)一步研究發(fā)現(xiàn),非國有企業(yè)的債權(quán)人相對于國有企業(yè)的債權(quán)人,對并購新增商譽信息和商譽減值信息的敏感度更高,說明債權(quán)人的資本定價決策不僅僅受到商譽信息本身的影響,也會因為企業(yè)具體環(huán)境的差異而產(chǎn)生差異。

本文的研究發(fā)現(xiàn)表明,商譽信息會影響到相關(guān)利益者的決策行為,具有決策有用性,因而在資產(chǎn)負(fù)債表中確認(rèn)商譽資產(chǎn)是合理的。但是考慮到商譽計量的復(fù)雜性以及不可驗證性,會計準(zhǔn)則還需不斷提高對商譽估值和商譽減值方法的要求,提高商譽的會計信息質(zhì)量,以便為利益相關(guān)者提供更加準(zhǔn)確的決策依據(jù)。

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