許靜靜 王寬亮

(華東師范大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)部，上海 200333)

一、引言

受政策影響，2014年以來(lái)，我國(guó)并購(gòu)重組事件呈爆發(fā)式增長(zhǎng)，其中高估值、高業(yè)績(jī)承諾的“雙高”現(xiàn)象推動(dòng)A股市場(chǎng)商譽(yù)總額一路攀升(高榴和袁詩(shī)淼，2017)[17]。根據(jù)國(guó)泰安數(shù)據(jù)的統(tǒng)計(jì)，我國(guó)A股市場(chǎng)的商譽(yù)總額在2016年首次突破萬(wàn)億元大關(guān)，且在隨后幾年一直維持在1.3萬(wàn)億元左右。巨額商譽(yù)意味著未來(lái)可能發(fā)生巨額減值而使企業(yè)面臨風(fēng)險(xiǎn)，因此，商譽(yù)及其減值的經(jīng)濟(jì)后果引起了學(xué)者們的廣泛關(guān)注(Bens et al.，2011；Li and Sloan，2017；楊威等，2018；張新民和祝繼高，2019；孫瑞澤，2020)[2][7][26][29][23]。在此背景下，本文關(guān)注商譽(yù)及商譽(yù)減值對(duì)企業(yè)避稅行為的影響。

企業(yè)避稅被認(rèn)為是一種稅收籌劃戰(zhàn)略，它既包括稅法基礎(chǔ)下的合法抵扣，也包含基于機(jī)會(huì)主義動(dòng)機(jī)的非法抵扣。避稅雖然降低了企業(yè)現(xiàn)金流的支出，但卻帶來(lái)了國(guó)家和企業(yè)之間、股東與管理層之間的利益沖突(Crocker and Slemrod，2005)[5]，且對(duì)企業(yè)自身也存在諸多不利影響(汪猛和徐經(jīng)長(zhǎng)，2016；代彬等，2016)[24][14]?，F(xiàn)有文獻(xiàn)表明，監(jiān)督缺失下的管理層自利行為(范子英和田彬彬，2013；陳駿和徐玉德，2015；代彬等，2016)[15][12][14]和信息不對(duì)稱(chēng)(蔡宏標(biāo)和饒品貴，2015)[11]是促使企業(yè)避稅的兩大主要因素。而商譽(yù)在其產(chǎn)生及后續(xù)的會(huì)計(jì)處理中堆積了大量的信息不對(duì)稱(chēng)(傅超等，2015；謝紀(jì)剛和張秋生，2013)[16][25]，這種信息不對(duì)稱(chēng)加大了外部人識(shí)別企業(yè)非常規(guī)交易、對(duì)相關(guān)信息進(jìn)行解讀及監(jiān)管的難度，從而為企業(yè)避稅提供了機(jī)會(huì)及掩護(hù)，使得高商譽(yù)企業(yè)有著更高的避稅程度；后續(xù)的計(jì)提商譽(yù)減值則是緩解了商譽(yù)中的信息不對(duì)稱(chēng)，對(duì)企業(yè)避稅產(chǎn)生抑制作用。

本文的研究貢獻(xiàn)主要有以下三個(gè)方面：(1)證明了商譽(yù)對(duì)避稅產(chǎn)生影響的一個(gè)重要機(jī)制在于商譽(yù)數(shù)據(jù)中積累了大量信息不對(duì)稱(chēng)，這一結(jié)果為理解商譽(yù)負(fù)面經(jīng)濟(jì)后果及商譽(yù)治理提供了思路。超額商譽(yù)對(duì)企業(yè)及市場(chǎng)都有負(fù)面影響，在既有的達(dá)萬(wàn)億元規(guī)模的A股企業(yè)商譽(yù)背景下，如何治理商譽(yù)是監(jiān)管層所關(guān)注的。本文的結(jié)論表明，在現(xiàn)有準(zhǔn)則背景下，應(yīng)當(dāng)加大對(duì)高商譽(yù)企業(yè)相關(guān)信息披露的要求，對(duì)商譽(yù)的產(chǎn)生及其后續(xù)處理的全過(guò)程信息披露加強(qiáng)監(jiān)管，提高相關(guān)信息透明度，降低內(nèi)外部的信息不對(duì)稱(chēng)。(2)與以往文獻(xiàn)大多認(rèn)為商譽(yù)減值是企業(yè)進(jìn)行“洗大澡”等盈余管理行為的手段(Bens et al.，2011；Li and Sloan，2017)[2][7]不同，發(fā)現(xiàn)了商譽(yù)減值同時(shí)也可以緩解商譽(yù)所導(dǎo)致的信息不對(duì)稱(chēng)，幫助外界了解被并購(gòu)標(biāo)的產(chǎn)生超額經(jīng)濟(jì)利益能力的下滑及協(xié)同效應(yīng)減弱的情況，從而有助于外界對(duì)企業(yè)進(jìn)行恰當(dāng)評(píng)估、降低商譽(yù)風(fēng)險(xiǎn)，體現(xiàn)了商譽(yù)減值的積極面，說(shuō)明了促使企業(yè)適時(shí)減值的必要性及重要性。(3)以企業(yè)避稅為切入點(diǎn)，為現(xiàn)行會(huì)計(jì)處理下的商譽(yù)所導(dǎo)致的負(fù)面經(jīng)濟(jì)后果提供了新證據(jù)，豐富了有關(guān)商譽(yù)的研究，同時(shí)也豐富了企業(yè)避稅領(lǐng)域的研究。

二、文獻(xiàn)回顧與假設(shè)提出

(一)文獻(xiàn)回顧

在關(guān)于“商譽(yù)”的相關(guān)研究中，針對(duì)其經(jīng)濟(jì)后果的探討相對(duì)較多，且大多數(shù)文獻(xiàn)都指出高額商譽(yù)所帶來(lái)的負(fù)面效應(yīng)，如張新民和祝繼高(2019)[29]、鄭海英等(2014)[31]均發(fā)現(xiàn)，高額商譽(yù)將導(dǎo)致企業(yè)市場(chǎng)價(jià)值和長(zhǎng)期業(yè)績(jī)下降。周澤將等(2019)[32]研究發(fā)現(xiàn)，企業(yè)商譽(yù)增加了經(jīng)營(yíng)的不確定性，而這種不確定同樣反映在市場(chǎng)表現(xiàn)上(楊威等，2018)[26]。鄭春美和李曉(2018)[30]、葉建芳等(2016)[27]均發(fā)現(xiàn)擁有大額商譽(yù)的企業(yè)增加了審計(jì)的不確定性與審計(jì)風(fēng)險(xiǎn)，使得被審計(jì)單位需要承擔(dān)更多的審計(jì)費(fèi)用。在會(huì)計(jì)處理上，準(zhǔn)則要求企業(yè)每年對(duì)商譽(yù)做減值測(cè)試，當(dāng)有減值跡象時(shí)，應(yīng)當(dāng)對(duì)其進(jìn)行及時(shí)減值。然而，企業(yè)計(jì)提商譽(yù)減值容易引發(fā)市場(chǎng)的向下反應(yīng)(Bens et al.，2011)[2]，如韓宏穩(wěn)等(2019)[18]發(fā)現(xiàn)商譽(yù)減值對(duì)股價(jià)崩盤(pán)風(fēng)險(xiǎn)具有顯著正向影響。有研究認(rèn)為，企業(yè)在商譽(yù)減值決策中擁有絕對(duì)的自由裁量權(quán)，導(dǎo)致商譽(yù)減值中存在較多盈余管理的因素，這些盈余管理動(dòng)機(jī)主要來(lái)源于政治壓力(Ramanna，2008)[9]和管理層機(jī)會(huì)主義(Ayres et al.，2019)[1]，表現(xiàn)為管理層為了達(dá)到“洗大澡”、收入平滑、避免損失報(bào)告等目的而擇機(jī)進(jìn)行減值(Choi and Nam，2020)[4]，因而導(dǎo)致對(duì)商譽(yù)減值的計(jì)提往往不及時(shí)(Li and Sloan，2017)[7]。針對(duì)高商譽(yù)及其減值帶來(lái)的問(wèn)題，有些學(xué)者從監(jiān)管角度入手，提供了一些應(yīng)對(duì)策略(任雅萍，2018；孫瑞澤，2020)[22][23]。

由現(xiàn)有文獻(xiàn)可以看出，商譽(yù)對(duì)企業(yè)造成了很多負(fù)面影響，這主要是由于商譽(yù)在確認(rèn)、計(jì)量及后續(xù)處理中所帶來(lái)的信息不對(duì)稱(chēng)與管理者所擁有的自由裁量權(quán)。商譽(yù)中累積的信息不對(duì)稱(chēng)為避稅提供了機(jī)會(huì)，從而使得商譽(yù)對(duì)企業(yè)避稅行為產(chǎn)生影響。

(二)研究假設(shè)

企業(yè)擁有的巨額商譽(yù)與會(huì)計(jì)信息不對(duì)稱(chēng)密切相關(guān)(傅超等，2015；謝紀(jì)剛和張秋生，2013)[16][25]，這種信息不對(duì)稱(chēng)來(lái)自于商譽(yù)的產(chǎn)生以及后續(xù)處理的全過(guò)程。

首先，從商譽(yù)的產(chǎn)生看，企業(yè)在合并過(guò)程中產(chǎn)生的商譽(yù)是否真實(shí)地反映了應(yīng)當(dāng)支付的溢價(jià)，本身就存疑。一方面，合理的商譽(yù)包括被并購(gòu)標(biāo)的未來(lái)產(chǎn)生的超額經(jīng)濟(jì)利益，以及協(xié)同效應(yīng)帶來(lái)的價(jià)值。然而，商譽(yù)也可能包括過(guò)度支付部分，如管理層的過(guò)度自信(李丹蒙等，2018)[19]、自身利益等因素都會(huì)促使其支付過(guò)高的對(duì)價(jià)，這些因素與動(dòng)機(jī)并不能完全體現(xiàn)在商譽(yù)的會(huì)計(jì)計(jì)量和報(bào)告中，導(dǎo)致外部人對(duì)于賬面商譽(yù)的“信息含量”了解不足。另一方面，企業(yè)在商譽(yù)后續(xù)的減值決策上擁有較大自主裁量權(quán)，使得商譽(yù)數(shù)據(jù)及報(bào)表盈余數(shù)據(jù)失真，會(huì)計(jì)信息質(zhì)量下降，外部人難以利用會(huì)計(jì)信息對(duì)企業(yè)進(jìn)行恰當(dāng)評(píng)估。鄭春美和李曉(2018)[30]、葉建芳等(2016)[27]的研究都證明了企業(yè)擁有巨額商譽(yù)會(huì)增加會(huì)計(jì)信息不對(duì)稱(chēng)，而這種信息不對(duì)稱(chēng)剛好為企業(yè)避稅行為提供了“掩護(hù)”(蔡宏標(biāo)和饒品貴，2015)[11]，因?yàn)楸芏愋枰扇?fù)雜且不透明的交易(葉康濤和劉行，2014)[28]，同時(shí)也需要不透明的信息來(lái)規(guī)避外界對(duì)企業(yè)業(yè)務(wù)的解讀及稅收部門(mén)的監(jiān)管(Chen and Chu，2005)[3]。商譽(yù)導(dǎo)致的信息不對(duì)稱(chēng)又會(huì)影響企業(yè)避稅行為。巨額商譽(yù)來(lái)源于高溢價(jià)并購(gòu)，這些并購(gòu)?fù)殡S著被并購(gòu)企業(yè)的高業(yè)績(jī)承諾。為了達(dá)到業(yè)績(jī)承諾，被并購(gòu)企業(yè)大多會(huì)進(jìn)行一定程度的業(yè)績(jī)操控以避免因未達(dá)業(yè)績(jī)承諾而進(jìn)行補(bǔ)償。這就意味著高商譽(yù)企業(yè)的報(bào)表數(shù)據(jù)“水分”往往較大，會(huì)計(jì)信息質(zhì)量較低，為企業(yè)設(shè)計(jì)復(fù)雜且不透明的交易來(lái)進(jìn)行避稅行為提供了動(dòng)機(jī)與便利。

其次，從商譽(yù)的后續(xù)處理看，由于準(zhǔn)則賦予了企業(yè)在商譽(yù)減值上的自由裁量權(quán)，企業(yè)在是否減值、減值金額上彈性較大，這導(dǎo)致盈余數(shù)據(jù)不夠真實(shí)客觀，企業(yè)的會(huì)計(jì)信息可比性較差，進(jìn)而加大了外界識(shí)別公司非常規(guī)業(yè)務(wù)及對(duì)企業(yè)信息進(jìn)行解讀的難度，為其避稅活動(dòng)提供了掩護(hù)(李青原和王露萌，2019)[20]。因此，商譽(yù)在產(chǎn)生及后續(xù)處理全過(guò)程中累積的信息不對(duì)稱(chēng)，加大了外部人及監(jiān)管方對(duì)企業(yè)業(yè)務(wù)的識(shí)別及判斷難度，降低了避稅成本，為企業(yè)實(shí)施避稅行為提供了便利。綜上所述，本文提出以下假設(shè)：

H1：商譽(yù)與企業(yè)避稅程度正相關(guān)，即商譽(yù)金額越大，企業(yè)避稅程度越高。

基于均值回歸效應(yīng)，超額回報(bào)能力、協(xié)同效應(yīng)都不會(huì)一直持續(xù)下去，當(dāng)被并購(gòu)方產(chǎn)生經(jīng)濟(jì)利益的能力下滑，或者是協(xié)同效應(yīng)減弱，并購(gòu)企業(yè)都應(yīng)該計(jì)提商譽(yù)減值。然而，作為商譽(yù)唯一的后續(xù)處理方式，“減值”決策的話(huà)語(yǔ)權(quán)被賦予了企業(yè)，這就導(dǎo)致了企業(yè)在減值決策上可能出現(xiàn)機(jī)會(huì)主義傾向。在這種情況下，就算被并購(gòu)方產(chǎn)生經(jīng)濟(jì)利益的能力已經(jīng)出現(xiàn)下滑跡象，或者是協(xié)同效應(yīng)減弱甚至消失，只要并購(gòu)方利用在減值決策上的話(huà)語(yǔ)權(quán)不計(jì)提減值，外部人就無(wú)從知曉這一事實(shí)。

這種信息不對(duì)稱(chēng)將隨著企業(yè)計(jì)提商譽(yù)減值而得到緩解。如果企業(yè)計(jì)提了商譽(yù)減值，則相當(dāng)于企業(yè)拿掉了“遮羞布”，主動(dòng)把真相公布于眾。雖然這其中也可能伴隨企業(yè)“洗大澡”的機(jī)會(huì)主義行為，但可以肯定的是，外部人能夠通過(guò)減值了解到商譽(yù)價(jià)值在發(fā)生毀損，并購(gòu)標(biāo)的產(chǎn)生超額回報(bào)的能力在下滑、協(xié)同效應(yīng)在減弱，從而使得商譽(yù)數(shù)據(jù)上的“信息不對(duì)稱(chēng)”得以緩解，商譽(yù)數(shù)據(jù)更加真實(shí)客觀。因此，本文認(rèn)為商譽(yù)減值會(huì)緩解商譽(yù)中的“信息不對(duì)稱(chēng)”，從而使得企業(yè)避稅行為失去了天然“避風(fēng)港”而變得更加困難?；诖?，本文提出以下假設(shè)：

H2：商譽(yù)減值與企業(yè)避稅負(fù)相關(guān)，即計(jì)提商譽(yù)減值能夠抑制企業(yè)避稅。

三、研究設(shè)計(jì)

(一)模型與變量

參考Desai and Dharmapala(2006)[6]、蔡宏標(biāo)和饒品貴(2015)[11]，本文用以下模型(1)進(jìn)行多元回歸檢驗(yàn)：

1.被解釋變量

模型(1)的被解釋變量為企業(yè)的避稅程度，參考Desai and Dharmapala(2006)[6]的方法，本文利用模型(2)構(gòu)建指標(biāo)DDBTD：

其中，BTD為會(huì)計(jì)-稅收差異，其算法為利潤(rùn)總額與應(yīng)納稅所得額之差除以期初總資產(chǎn)，應(yīng)納稅所得額的計(jì)算方式為所得稅費(fèi)用與遞延所得稅費(fèi)用之差與名義稅率的比值。TACC為當(dāng)年應(yīng)計(jì)項(xiàng)目總額，等于凈利潤(rùn)與經(jīng)營(yíng)活動(dòng)產(chǎn)生的凈現(xiàn)金流的差額與總資產(chǎn)的比值。模型(2)中的μi被認(rèn)為是企業(yè)稅負(fù)差異中不隨時(shí)間變化的部分，具有固定特征，而εi,t則代表企業(yè)稅負(fù)差異中變動(dòng)差異部分，而DDBTD就是該兩部分之和，代表會(huì)計(jì)-稅收差異(BTD)中不能為應(yīng)計(jì)項(xiàng)目所解釋的兩部分，即：

該變量數(shù)值越大，表示企業(yè)的避稅程度越大。

2.解釋變量

假設(shè)1的主解釋變量為期末商譽(yù)(Goodwill)，計(jì)算方式為企業(yè)期末商譽(yù)凈額與企業(yè)總資產(chǎn)的比值；假設(shè)2的主解釋變量為商譽(yù)減值(GW_imp)，計(jì)算方式為當(dāng)年計(jì)提的商譽(yù)減值與總資產(chǎn)的比值。

3.控制變量

參考陳作華和方紅星(2018)[13]、范子英和田彬彬(2013)[15]、陳駿和徐玉德(2015)[12]、代彬等(2016)[14]，本文加入了企業(yè)基本面信息、治理結(jié)構(gòu)、內(nèi)外部監(jiān)督環(huán)境等層面的控制變量，具體包括：企業(yè)規(guī)模(Size)、固定資產(chǎn)比重(Fix)、資產(chǎn)負(fù)債率(Lev)、總資產(chǎn)收益率(Roa)、企業(yè)成長(zhǎng)能力(Grow)、無(wú)形資本密集度(Intan)、期間費(fèi)用率(Sale)、當(dāng)年是否虧損(Nol)、存貨密集度(Inv)、高管性別(Tmtg)、高管年齡(Tmta)、股權(quán)集中度(First)、股權(quán)制衡度(Top2_10)、是否為國(guó)企(Soe)、是否經(jīng)過(guò)由中注協(xié)排名的全國(guó)前十大會(huì)計(jì)師事務(wù)所審計(jì)(Big10)，以及年份(Year)和行業(yè)(Ind)虛擬變量。各變量的定義詳見(jiàn)表1。

表1 變量定義

(二)樣本數(shù)據(jù)

我國(guó)的并購(gòu)熱潮自2014年開(kāi)始，因此，本文選取了2014―2019年我國(guó)A股上市公司樣本進(jìn)行檢驗(yàn)。本文按照以下順序?qū)颖具M(jìn)行了篩選：(1)剔除金融和保險(xiǎn)類(lèi)上市公司；(2)剔除ST、ST*、PT的上市公司；(3)剔除資產(chǎn)負(fù)債率大于1的企業(yè)；(4)剔除了主要變量及控制變量缺失的樣本。最終，得到滿(mǎn)足商譽(yù)回歸的有效樣本量為8720，滿(mǎn)足商譽(yù)減值回歸的有效樣本量為3147。具體的樣本篩選過(guò)程見(jiàn)表2。數(shù)據(jù)來(lái)源于國(guó)泰安數(shù)據(jù)庫(kù)(CSMAR)，為了減輕極端值的影響，本文在1%和99%分位進(jìn)行縮尾處理。本文所使用的統(tǒng)計(jì)軟件為STATA 15.0。

表2 樣本選擇過(guò)程

樣本的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果見(jiàn)表3。DDBTD的均值為-0.009，中位數(shù)為-0.003，這兩個(gè)指標(biāo)小于零，說(shuō)明我國(guó)允許扣除的項(xiàng)目較小或收入的確認(rèn)比較嚴(yán)格；Goodwill的均值為0.051，平均來(lái)看，企業(yè)商譽(yù)金額占資產(chǎn)總額約5%，但中位數(shù)為0.006，最大值為0.456，這表明均值受個(gè)別極端值影響較大；GW_imp的均值為0.012，中位數(shù)為0.000，這表明有超過(guò)半數(shù)企業(yè)在當(dāng)年未計(jì)提商譽(yù)減值?？刂谱兞糠矫?，樣本中非國(guó)有企業(yè)占據(jù)多數(shù)，大約有64%；大約58%的企業(yè)財(cái)務(wù)報(bào)表經(jīng)過(guò)了國(guó)內(nèi)前十大審計(jì)，在樣本中占比相對(duì)較多。另外，公司第一大股東的平均持股比率達(dá)到約34%，顯示了大股東的控制力與企業(yè)的股權(quán)集中度；在管理層特征方面，男性高管占總體的約82%，高管平均年齡在49歲左右，這些管理層個(gè)人特征均會(huì)對(duì)其做出的決策產(chǎn)生影響。

表3 變量描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

四、實(shí)證結(jié)果與分析

(一)回歸結(jié)果

表4列示了商譽(yù)對(duì)企業(yè)避稅程度的影響結(jié)果，回歸(1)控制了公司基本面信息，回歸(2)加入了治理層面控制變量等。可以看到，在回歸(2)中，Goodwill的系數(shù)為0.020，且在1%水平下顯著，說(shuō)明商譽(yù)金額越大，企業(yè)避稅程度越高，支持了本文假設(shè)1，說(shuō)明商譽(yù)數(shù)據(jù)中積累的信息不對(duì)稱(chēng)為企業(yè)避稅創(chuàng)造了有利條件，使得高商譽(yù)企業(yè)表現(xiàn)出更高的避稅程度。

表4 商譽(yù)對(duì)企業(yè)避稅影響的回歸結(jié)果

假設(shè)2的回歸結(jié)果如表5所示，回歸(1)加入了公司基本面控制變量，回歸(2)繼續(xù)加入公司治理等其余控制變量?？梢钥吹?，兩個(gè)回歸中商譽(yù)減值GW_imp的系數(shù)都顯著為負(fù)，說(shuō)明商譽(yù)減值金額越大，企業(yè)避稅程度越低，這表明計(jì)提商譽(yù)減值能夠抑制企業(yè)避稅，支持了本文假設(shè)2。

表5 商譽(yù)減值對(duì)企業(yè)避稅影響的回歸結(jié)果

總的來(lái)說(shuō)，表4、表5的回歸結(jié)果支持了本文的假設(shè)，即商譽(yù)數(shù)據(jù)中積累了信息不對(duì)稱(chēng)，為避稅提供了便利，而計(jì)提商譽(yù)減值則緩解了信息不對(duì)稱(chēng)，從而能夠抑制企業(yè)避稅行為。

(二)進(jìn)一步檢驗(yàn)

1.基于“信息不對(duì)稱(chēng)”的機(jī)制檢驗(yàn)

在進(jìn)一步檢驗(yàn)中，本文首先利用機(jī)制檢驗(yàn)，探究商譽(yù)是否通過(guò)增加企業(yè)信息不對(duì)稱(chēng)，為企業(yè)避稅行為提供掩護(hù)；以及商譽(yù)減值是否通過(guò)緩解信息不對(duì)稱(chēng)，繼而能夠?qū)ζ髽I(yè)避稅產(chǎn)生抑制作用。參考Lu et al.(2010)[8]的研究思路，本文利用企業(yè)信息透明度(Opacity)衡量信息不對(duì)稱(chēng)，該指標(biāo)是上交所和深交所根據(jù)信息披露質(zhì)量和信息的獲取和傳播程度進(jìn)行的評(píng)級(jí)。本文將評(píng)級(jí)為“A”的企業(yè)賦值為1，非“A”類(lèi)企業(yè)為0。相對(duì)于其他衡量信息不對(duì)稱(chēng)的指標(biāo)，該指標(biāo)更為客觀，更能規(guī)避企業(yè)內(nèi)生選擇因素對(duì)衡量指標(biāo)的影響。表6中回歸(1)(2)分別為假設(shè)1及假設(shè)2，檢驗(yàn)商譽(yù)及商譽(yù)減值對(duì)避稅的影響，回歸(3)(4)分別利用Tobit回歸檢驗(yàn)了商譽(yù)及商譽(yù)減值對(duì)信息不對(duì)稱(chēng)程的影響，回歸(5)考察信息不對(duì)稱(chēng)程度對(duì)避稅的影響。結(jié)果顯示，在回歸(3)中，商譽(yù)(Goodwill)的系數(shù)顯著為負(fù)，說(shuō)明商譽(yù)加劇了信息不對(duì)稱(chēng)程度回歸(4)中，商譽(yù)減值(GW_imp)的系數(shù)顯著為正，表明企業(yè)計(jì)提商譽(yù)減值能夠緩解信息不對(duì)稱(chēng)；回歸(5)中，信息不對(duì)稱(chēng)(Opacity)的系數(shù)顯著為負(fù)，說(shuō)明信息不對(duì)稱(chēng)有利于企業(yè)避稅，而高信息透明度的企業(yè)越不傾向于避稅。以上結(jié)果表明，信息不對(duì)稱(chēng)是商譽(yù)與商譽(yù)減值對(duì)企業(yè)避稅產(chǎn)生影響的重要機(jī)制，即高商譽(yù)中累積了信息不對(duì)稱(chēng)，為企業(yè)避稅提供了掩護(hù)，而商譽(yù)減值能夠降低信息不對(duì)稱(chēng)，從而抑制企業(yè)避稅。總的來(lái)說(shuō)，機(jī)制檢驗(yàn)的結(jié)果從側(cè)面支持了假設(shè)。

表6 信息不對(duì)稱(chēng)的機(jī)制檢驗(yàn)

2.截面差異檢驗(yàn)

上文檢驗(yàn)結(jié)果證實(shí)，商譽(yù)對(duì)企業(yè)避稅程度的影響主要是通過(guò)信息不對(duì)稱(chēng)這條路徑。如果這一假設(shè)成立，應(yīng)該觀察到企業(yè)間信息不對(duì)稱(chēng)程度的差異將會(huì)影響商譽(yù)對(duì)企業(yè)避稅程度的影響。因此，本文檢驗(yàn)了信息不對(duì)稱(chēng)程度的差異在商譽(yù)對(duì)企業(yè)避稅影響中所起的調(diào)節(jié)作用。具體來(lái)說(shuō)，本文檢驗(yàn)了企業(yè)信息透明度(Opacity)、外部監(jiān)督造成的影響。其中，外部監(jiān)督指標(biāo)選取了企業(yè)的外審事務(wù)所是否屬于中注協(xié)公布的前十大事務(wù)所審計(jì)(Big10)以及分析師出具的報(bào)告數(shù)量(Report)。獲得上交所和深交所信息透明度A級(jí)評(píng)級(jí)的企業(yè)在信息披露中運(yùn)作規(guī)范，披露質(zhì)量較高，因而信息不對(duì)稱(chēng)程度較低；高質(zhì)量的審計(jì)作為一種外部監(jiān)督手段，能夠提高會(huì)計(jì)信息質(zhì)量，降低企業(yè)信息不對(duì)稱(chēng)程度；而分析師作為外部專(zhuān)業(yè)第三方，通過(guò)研究報(bào)告形式對(duì)企業(yè)進(jìn)行監(jiān)督，從而降低企業(yè)的信息不對(duì)稱(chēng)。基于上文的結(jié)果，預(yù)期在信息透明度A級(jí)評(píng)級(jí)企業(yè)、由國(guó)內(nèi)十大審計(jì)企業(yè)、分析師發(fā)布報(bào)告多的企業(yè)中，商譽(yù)對(duì)避稅的影響更弱。具體檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表7的回歸(1)至回歸(6)。

表7 企業(yè)商譽(yù)對(duì)避稅影響的分組檢驗(yàn)

由表7的回歸(1)(2)可以看到，在非A評(píng)級(jí)企業(yè)中，商譽(yù)對(duì)于企業(yè)避稅程度呈顯著正向影響，而在A級(jí)評(píng)級(jí)的企業(yè)中，商譽(yù)對(duì)避稅沒(méi)有顯著影響，且兩者系數(shù)差異在統(tǒng)計(jì)上顯著，支持了預(yù)期。另外，回歸(3)(4)列示了由非十大、十大所審計(jì)的企業(yè)中商譽(yù)對(duì)避稅的影響結(jié)果，可以看到，在“非十大”審計(jì)組中，商譽(yù)對(duì)避稅有著顯著正向影響，而在“十大”審計(jì)組中，商譽(yù)對(duì)企業(yè)避稅并沒(méi)有顯著影響，但兩組回歸中商譽(yù)系數(shù)之間的差異在統(tǒng)計(jì)上并不顯著?；貧w(5)(6)是根據(jù)分析師出具研報(bào)數(shù)量的分組檢驗(yàn)，結(jié)果顯示，在出具研報(bào)數(shù)較多(高于中位數(shù))與較少(低于中位數(shù))的企業(yè)中，商譽(yù)對(duì)企業(yè)避稅程度都呈現(xiàn)顯著正向影響，但兩組回歸中商譽(yù)系數(shù)的差異在統(tǒng)計(jì)上也不顯著。這些結(jié)果說(shuō)明，諸如高質(zhì)量審計(jì)、分析師跟蹤這些外部監(jiān)督機(jī)制并沒(méi)有減輕商譽(yù)對(duì)企業(yè)避稅的影響，這可能是因?yàn)樯套u(yù)產(chǎn)生于復(fù)雜的企業(yè)合并之中，而避稅操作又往往比較復(fù)雜兼隱蔽，外部監(jiān)督雖然在一定程度上降低了信息不對(duì)稱(chēng)，但起到的作用有限。

此外，本文也檢驗(yàn)了商譽(yù)對(duì)避稅的影響在不同性質(zhì)企業(yè)中的差別，即在國(guó)企、非國(guó)企中是否有差異。國(guó)有企業(yè)、非國(guó)有企業(yè)的避稅動(dòng)機(jī)及所受到的監(jiān)管程度有較大差別，商譽(yù)對(duì)避稅的影響也可能有所不同，表7的回歸(7)(8)列示了相應(yīng)結(jié)果。本文發(fā)現(xiàn)，在非國(guó)有企業(yè)中，商譽(yù)對(duì)避稅有顯著促進(jìn)作用，但這種顯著的促進(jìn)作用并沒(méi)有發(fā)生在國(guó)有企業(yè)中。產(chǎn)生以上結(jié)果的原因可能是，國(guó)有企業(yè)往往承擔(dān)著政府的一些政治責(zé)任(Wei et al.，2005)[10]，有著更多的納稅義務(wù)，相比于非國(guó)有企業(yè)，其避稅動(dòng)機(jī)較低。

五、穩(wěn)健性檢驗(yàn)

(一)對(duì)內(nèi)生性的控制

高商譽(yù)企業(yè)與低商譽(yù)企業(yè)可能本身就在公司層面特征上存在顯著差異，從而導(dǎo)致本文的結(jié)果可能是因?yàn)檫@些固有差異而帶來(lái)的。針對(duì)高、低商譽(yù)兩組企業(yè)的控制變量的t檢驗(yàn)結(jié)果(見(jiàn)表8)顯示，兩組企業(yè)在公司基本面、治理等指標(biāo)上都存在顯著差異。基于此，本文用PSM配對(duì)后的樣本重新進(jìn)行回歸(具體來(lái)說(shuō)，將控制變量作為配對(duì)變量，為高商譽(yù)組企業(yè)選擇一個(gè)得分最近的低商譽(yù)組企業(yè))，相應(yīng)的檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表9的回歸(1)。另外，為了避免因遺漏那些不隨時(shí)間變化的公司特質(zhì)因素對(duì)結(jié)果的影響，本文采用了公司層面固定效應(yīng)模型分別對(duì)假設(shè)1、2進(jìn)行檢驗(yàn)，相關(guān)結(jié)果見(jiàn)表9的回歸(2)和回歸(3)?？梢钥吹?，PSM配對(duì)檢驗(yàn)結(jié)果與固定效應(yīng)模型檢驗(yàn)結(jié)果都與上文的主檢驗(yàn)結(jié)果保持一致，說(shuō)明結(jié)果并不是由于上述內(nèi)生因素所導(dǎo)致的。

表8 控制變量均值檢驗(yàn)

表9 PSM匹配后回歸和固定效應(yīng)模型回歸檢驗(yàn)

(二)替換變量及改變樣本的回歸

企業(yè)避稅存在多種衡量指標(biāo)，為保證結(jié)果的穩(wěn)健性，本文采用會(huì)計(jì)-稅收差異(BTD)進(jìn)行回歸，該指標(biāo)數(shù)值越大，表示企業(yè)避稅程度越高，相關(guān)結(jié)果見(jiàn)表10的回歸(1)和回歸(2)；在表10的回歸(3)和回歸(4)中，分別刪除了商譽(yù)為零、商譽(yù)減值為零樣本重新進(jìn)行檢驗(yàn)；在回歸(5)中，改用“企業(yè)當(dāng)年是否新增商譽(yù)(Gw_add)”替代假設(shè)1的主自變量Goodwill重新進(jìn)行檢驗(yàn)；在回歸(6)中，改用“企業(yè)當(dāng)年是否有計(jì)提商譽(yù)減值(GW_impd)”這一虛擬變量替代假設(shè)2的主自變量GW_imp重新進(jìn)行檢驗(yàn)。由表10可見(jiàn)，所有的檢驗(yàn)結(jié)果都與上文的主檢驗(yàn)結(jié)果保持一致，表明了本文相關(guān)檢驗(yàn)結(jié)論的穩(wěn)健性。

表10 替換變量及改變樣本的回歸結(jié)果

(三)控制“企業(yè)并購(gòu)”的影響

商譽(yù)來(lái)源于企業(yè)溢價(jià)并購(gòu)，因此商譽(yù)對(duì)企業(yè)避稅的影響需要考慮并購(gòu)本身對(duì)于避稅可能造成的影響?；诖?，本文加入變量“企業(yè)是否并購(gòu)(Mer)”來(lái)控制企業(yè)并購(gòu)行為對(duì)結(jié)果的影響，具體來(lái)說(shuō)，若企業(yè)當(dāng)年發(fā)生了并購(gòu)，則Mer取1，否則為0。在表11的回歸(1)中，把企業(yè)并購(gòu)Mer作為遺漏變量加入主檢驗(yàn)?zāi)Ｐ椭校Y(jié)果表明，在控制了并購(gòu)之后，商譽(yù)對(duì)企業(yè)避稅仍然有顯著的正向影響；在回歸(2)中，將企業(yè)并購(gòu)Mer加入到商譽(yù)對(duì)企業(yè)信息不對(duì)稱(chēng)影響的檢驗(yàn)?zāi)Ｐ椭?，結(jié)果和上文一致，商譽(yù)仍表現(xiàn)出對(duì)信息不對(duì)稱(chēng)的加劇；而在控制了商譽(yù)的情況下，并購(gòu)行為本身沒(méi)有對(duì)信息不對(duì)稱(chēng)產(chǎn)生顯著影響。這一結(jié)果也從側(cè)面反映出并非并購(gòu)行為本身，而是高溢價(jià)并購(gòu)所產(chǎn)生的商譽(yù)造成了信息不對(duì)稱(chēng)，使其為企業(yè)避稅提供了便利，促進(jìn)了企業(yè)避稅行為。

表11 企業(yè)并購(gòu)對(duì)于結(jié)果影響的檢驗(yàn)

六、結(jié)論與建議

本文利用2014―2019年我國(guó)上市公司數(shù)據(jù)，實(shí)證研究了商譽(yù)及商譽(yù)減值對(duì)企業(yè)避稅的影響。研究發(fā)現(xiàn)，商譽(yù)會(huì)顯著提高企業(yè)避稅程度，而商譽(yù)減值會(huì)抑制企業(yè)避稅。產(chǎn)生該結(jié)果的原因主要是商譽(yù)的確認(rèn)及后續(xù)會(huì)計(jì)處理中累積了大量的信息不對(duì)稱(chēng)，這種信息不對(duì)稱(chēng)為企業(yè)避稅提供了機(jī)會(huì)與掩護(hù)，而計(jì)提商譽(yù)減值事實(shí)上則是緩解了其中的信息不對(duì)稱(chēng)，從而能夠有效降低企業(yè)避稅行為。本文還發(fā)現(xiàn)，商譽(yù)對(duì)企業(yè)避稅的影響只在信息透明度比較差的企業(yè)中存在；而在國(guó)企中，商譽(yù)對(duì)其避稅并沒(méi)有顯著影響，這可能是因?yàn)槠涮厥獾募{稅動(dòng)機(jī)所致；此外，外部監(jiān)督機(jī)制，如前十大事務(wù)所審計(jì)、分析師關(guān)注，都沒(méi)能抑制商譽(yù)對(duì)避稅的影響。

本文的研究發(fā)現(xiàn)對(duì)相關(guān)監(jiān)管方具有一定參考價(jià)值：(1)對(duì)高商譽(yù)企業(yè)的信息披露加強(qiáng)監(jiān)管。本文發(fā)現(xiàn)，正是由于商譽(yù)在確認(rèn)及后續(xù)處理過(guò)程中積累的信息不對(duì)稱(chēng)為企業(yè)避稅行為提供了機(jī)會(huì)與便利，才使得高商譽(yù)企業(yè)產(chǎn)生了較高程度的避稅行為，這說(shuō)明降低商譽(yù)數(shù)據(jù)中的信息不對(duì)稱(chēng)的重要性和在商譽(yù)形成及后續(xù)處理全過(guò)程中加強(qiáng)信息披露的必要性；該結(jié)果也提醒監(jiān)管方對(duì)高商譽(yù)企業(yè)的納稅行為應(yīng)當(dāng)加以關(guān)注。(2)采取手段促使企業(yè)及時(shí)減值。商譽(yù)減值能夠緩解商譽(yù)信息導(dǎo)致的信息不對(duì)稱(chēng)，提高會(huì)計(jì)信息質(zhì)量，雖然減值常常被認(rèn)為伴隨著企業(yè)的“洗大澡”行為，但總的來(lái)說(shuō)，減值能夠緩解商譽(yù)帶來(lái)的風(fēng)險(xiǎn)。因此，在當(dāng)下由企業(yè)自主進(jìn)行減值測(cè)試的準(zhǔn)則背景下，審計(jì)及相關(guān)監(jiān)管方應(yīng)當(dāng)采用更有效的手段督促企業(yè)及時(shí)減值，而不是“想減就減，不想減就不減”。 ■