張海晴 文雯 宋建波

(1.北京國家會(huì)計(jì)學(xué)院，北京 101312；2.北京外國語大學(xué)國際商學(xué)院，北京 100089；3.中國人民大學(xué)商學(xué)院，北京 100872)

一、引言

并購重組是企業(yè)整合自身資源、優(yōu)化資產(chǎn)配置效率的重要途徑。近年來，我國上市公司并購重組的規(guī)模和頻率不斷攀升。由于優(yōu)質(zhì)的被并購資產(chǎn)相對(duì)有限、供不應(yīng)求，加之出售方和購買方之間存在嚴(yán)重的信息不對(duì)稱，我國上市公司在并購重組業(yè)務(wù)中通常需要支付巨額溢價(jià)，從而在資產(chǎn)負(fù)債表上形成高額合并商譽(yù)。根據(jù)本文統(tǒng)計(jì)，2018年末，我國A股共有2070家公司賬面存在商譽(yù)，總額高達(dá)1.45萬億元，占A股上市公司總市值的比率接近2.5%。按照我國現(xiàn)行會(huì)計(jì)準(zhǔn)則的規(guī)定，上市公司在并購重組業(yè)務(wù)完成后每年都需要進(jìn)行商譽(yù)減值測(cè)試。大額商譽(yù)減值會(huì)對(duì)并購方的市場(chǎng)表現(xiàn)形成巨大沖擊，并購重組業(yè)務(wù)發(fā)生時(shí)的高溢價(jià)、高商譽(yù)也潛在地增加了購買方的股價(jià)暴跌風(fēng)險(xiǎn)(王文姣等，2017)[28]。

為規(guī)制并購重組活動(dòng)、防范并購活動(dòng)中溢價(jià)虛高問題，中國證監(jiān)會(huì)在2008年4月出臺(tái)了《上市公司重大資產(chǎn)重組管理辦法》(以下簡稱《辦法》)。《辦法》明確要求在特定的重大資產(chǎn)重組活動(dòng)中，交易雙方須簽訂業(yè)績補(bǔ)償承諾(performance compensation commitment)1。業(yè)績承諾是指在資產(chǎn)重組交易中，出售方對(duì)于標(biāo)的資產(chǎn)未來若干年度的利潤作出承諾，一旦未達(dá)到承諾利潤，需向購買方進(jìn)行賠償，其實(shí)質(zhì)是一種對(duì)賭協(xié)議。監(jiān)管部門希望通過強(qiáng)制性的業(yè)績補(bǔ)償承諾規(guī)定，避免并購活動(dòng)中確認(rèn)過高商譽(yù)，進(jìn)而降低未來發(fā)生大額商譽(yù)減值的可能性。然而，并購交易雙方均可能出于避免承諾期內(nèi)未達(dá)成承諾業(yè)績的動(dòng)機(jī)，高估業(yè)績承諾期內(nèi)商譽(yù)的可回收金額，推遲確認(rèn)商譽(yù)減值準(zhǔn)備。事實(shí)上，業(yè)績承諾不僅廣泛應(yīng)用于政策強(qiáng)制要求的項(xiàng)目中，在其他并購重組交易中，交易雙方也較多自主選擇和應(yīng)用業(yè)績承諾條款。因此，探討我國并購重組交易中業(yè)績承諾條款設(shè)置對(duì)并購后商譽(yù)減值的影響，具有很強(qiáng)的現(xiàn)實(shí)指導(dǎo)意義。

近年來，我國并購市場(chǎng)簽訂業(yè)績承諾的項(xiàng)目數(shù)量激增，承諾利潤也越來越高(李秉祥等，2019)[22]，但已有諸多研究表明，業(yè)績承諾并未充分保障中小投資者利益。劉浩等(2011)[24]以及Hou et al.(2015)[10]的研究均表明，業(yè)績承諾事項(xiàng)給上市公司帶來了較大的業(yè)績壓力，業(yè)績承諾公司存在向上盈余管理的動(dòng)機(jī)和行為。關(guān)靜怡和劉娥平(2019)[20]發(fā)現(xiàn)，業(yè)績承諾增長率越高，企業(yè)在并購后的股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)也越高。那么，如果業(yè)績承諾到期，企業(yè)由業(yè)績承諾催生的向上盈余管理動(dòng)機(jī)消失，收購方高估商譽(yù)、商譽(yù)減值計(jì)提的問題很可能顯露出來。例如，光明地產(chǎn)(SH.600708)、時(shí)代萬恒(SH.600241)、吉艾科技(SZ.300309)都曾因業(yè)績承諾到期后計(jì)提大額商譽(yù)減值而受到中小投資者質(zhì)疑或證券交易所質(zhì)詢。基于實(shí)踐上的重要性與既有研究的相對(duì)不足，本文聚焦收購方在業(yè)績承諾到期首年的大額商譽(yù)減值異象問題。

基于2011―2018年我國A股上市公司重大資產(chǎn)重組數(shù)據(jù)，本文發(fā)現(xiàn)，相比不存在業(yè)績承諾以及存在業(yè)績承諾但未到期的收購方，處于業(yè)績承諾期滿后首年的收購方計(jì)提了更大金額和更高比例的商譽(yù)減值準(zhǔn)備，說明收購方在業(yè)績承諾壓力下有推遲計(jì)提商譽(yù)減值準(zhǔn)備的現(xiàn)象。此外，分析師跟蹤和高審計(jì)質(zhì)量能夠弱化業(yè)績承諾到期對(duì)商譽(yù)減值準(zhǔn)備的增量影響。在剔除業(yè)績承諾未達(dá)成的樣本進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)后，本文的研究結(jié)論依然成立，說明購買方的商譽(yù)減值異象并不僅是未達(dá)成業(yè)績承諾后負(fù)面市場(chǎng)反應(yīng)的自然結(jié)果，本文推斷仍有解釋效力；在采用PSM-DID和Heckman兩階段方法控制了反向因果與自選擇偏誤后，本文主要實(shí)證結(jié)果仍然成立。

本文的研究貢獻(xiàn)和創(chuàng)新之處主要體現(xiàn)在以下三方面：第一，從商譽(yù)減值視角拓展了業(yè)績承諾的經(jīng)濟(jì)后果研究?，F(xiàn)有研究主要關(guān)注業(yè)績承諾在承諾期間內(nèi)的經(jīng)濟(jì)后果，例如收購方市場(chǎng)價(jià)值(李秉祥等，2019)[22]、財(cái)務(wù)業(yè)績(呂長江和韓慧博，2014)[26]、審計(jì)收費(fèi)(劉向強(qiáng)等，2018)[25]等，本文則將業(yè)績承諾應(yīng)用狀況放置到更長時(shí)間量度內(nèi)，從商譽(yù)減值計(jì)提視角拓展業(yè)績承諾的經(jīng)濟(jì)后果研究。第二，從并購重組中的業(yè)績承諾這一獨(dú)特視角出發(fā)豐富了商譽(yù)減值影響因素的文獻(xiàn)。以往有關(guān)商譽(yù)減值影響因素研究較多從并購交易完成的時(shí)點(diǎn)角度出發(fā)(Li et al.，2011；Gu and Lev，2011)[16][9]，本文則提出了上市公司操縱商譽(yù)減值的新動(dòng)機(jī)，為商譽(yù)估值的盈余管理行為提供了新證據(jù)。第三，本文發(fā)現(xiàn)了高質(zhì)量審計(jì)與高分析師跟蹤對(duì)商譽(yù)減值的治理效應(yīng)，說明良好的外部監(jiān)督機(jī)制能夠降低大幅商譽(yù)減值風(fēng)險(xiǎn)。從現(xiàn)實(shí)角度，本文的研究發(fā)現(xiàn)有助于防范由大額商譽(yù)減值帶來的系統(tǒng)性風(fēng)險(xiǎn)，也有利于防范上市公司財(cái)務(wù)報(bào)表舞弊，對(duì)監(jiān)管部門完善業(yè)績承諾和商譽(yù)減值的相關(guān)制度規(guī)范具有參考價(jià)值。

二、理論分析和研究假設(shè)

(一)業(yè)績補(bǔ)償承諾到期與商譽(yù)減值

業(yè)績補(bǔ)償承諾機(jī)制的設(shè)立初衷是對(duì)企業(yè)產(chǎn)生正向激勵(lì)。楊志強(qiáng)和曹鑫雨(2017)[32]研究發(fā)現(xiàn)，業(yè)績補(bǔ)償承諾能夠提升混合所有制改革的協(xié)同效應(yīng)，對(duì)管理層產(chǎn)生激勵(lì)效應(yīng)。在業(yè)績承諾約定期間內(nèi)，無論是公司的會(huì)計(jì)業(yè)績還是市場(chǎng)估值均有所提升(呂長江和韓慧博，2014；潘愛玲等，2017；李秉祥等，2019)[26][27][22]。

業(yè)績承諾作為一種實(shí)質(zhì)上的對(duì)賭協(xié)議，雖然能夠產(chǎn)生一定的激勵(lì)效應(yīng)，但也會(huì)給標(biāo)的公司管理層增加巨大的業(yè)績壓力，導(dǎo)致管理層短視行為(Cadman et al.，2014)[3]。通常而言，業(yè)績補(bǔ)償承諾要求標(biāo)的資產(chǎn)在承諾期間的收益達(dá)到約定數(shù)額。根據(jù)《辦法》的規(guī)定，上市公司收購控股股東及其關(guān)聯(lián)方資產(chǎn)如果達(dá)到重大資產(chǎn)重組條件的，雙方必須簽訂業(yè)績承諾，這就給承諾方造成了業(yè)績壓力。在該類業(yè)績承諾中，承諾方仍然能夠參與被承諾方財(cái)務(wù)報(bào)表編制過程。即使在非強(qiáng)制的業(yè)績承諾下，承諾方仍可能利用標(biāo)的資產(chǎn)剩余的所有權(quán)對(duì)資產(chǎn)的實(shí)際運(yùn)營或相關(guān)會(huì)計(jì)處理進(jìn)行干涉，這就為盈余管理活動(dòng)留下了空間。劉浩等(2011)[24]和Hou et al.(2015)[10]以我國股權(quán)分置改革中業(yè)績承諾公司為樣本，發(fā)現(xiàn)業(yè)績承諾公司存在調(diào)高利潤的盈余管理行為。劉向強(qiáng)等(2018)[25]通過并購中披露業(yè)績補(bǔ)償承諾的樣本數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)業(yè)績承諾會(huì)引發(fā)上市公司的盈余管理行為，增加了公司的審計(jì)風(fēng)險(xiǎn)，因而公司在業(yè)績補(bǔ)償承諾期內(nèi)的審計(jì)費(fèi)用更高。此外，被承諾方也有強(qiáng)烈的動(dòng)機(jī)避免承諾方無法完成承諾業(yè)績。觸發(fā)賠償機(jī)制會(huì)向市場(chǎng)傳遞收購方的戰(zhàn)略決策或資產(chǎn)管理失敗的信號(hào)，嚴(yán)重影響投資者信心。謝紀(jì)剛和張秋生(2016)[30]通過案例分析業(yè)績承諾會(huì)計(jì)處理方法，發(fā)現(xiàn)收購方在業(yè)績承諾期間未及時(shí)計(jì)提商譽(yù)減值的原因可能是管理層高估盈余的動(dòng)機(jī)或過度樂觀的傾向。因此，并購交易雙方在利益的驅(qū)動(dòng)下，很可能在業(yè)績承諾期間內(nèi)傾向性地選擇高估利潤及減少虧損的會(huì)計(jì)政策。

與重大資產(chǎn)重組相伴的是商譽(yù)的度量問題。目前在我國資本市場(chǎng)中，不論上市公司數(shù)量還是可選擇的高質(zhì)量標(biāo)的資產(chǎn)，數(shù)量都相對(duì)有限，需求旺盛的資本方在并購交易中往往支付高額溢價(jià)(楊威，2018)[31]。資產(chǎn)重組交易完成后，由于之前高溢價(jià)形成的商譽(yù)不再受到交易情緒的影響，企業(yè)會(huì)選擇將其逐漸修正為按一定規(guī)則計(jì)算的“公允價(jià)值”，即企業(yè)會(huì)計(jì)準(zhǔn)則中規(guī)定的“可收回金額”。當(dāng)商譽(yù)賬面價(jià)值高于可收回金額時(shí)，就需要對(duì)商譽(yù)進(jìn)行減值，進(jìn)而減少收購方利潤。根據(jù)會(huì)計(jì)準(zhǔn)則的規(guī)定，可收回金額取決于標(biāo)的資產(chǎn)公允價(jià)值與處置費(fèi)用的差額與預(yù)計(jì)資產(chǎn)未來現(xiàn)金流量的折現(xiàn)值兩者孰高，二者均具有較大的主觀性(Hayn and Hughes，2006；Ramanna and Watts，2012；Abughazaleh et al.，2011)[14][18][1]。如非嚴(yán)重違背經(jīng)濟(jì)規(guī)律或投資者的合理預(yù)期，收購方提供的商譽(yù)信息很難被挑戰(zhàn)。在業(yè)績補(bǔ)償承諾期間內(nèi)，交易雙方避免減少利潤的動(dòng)機(jī)很可能促使收購方傾向高估商譽(yù)可回收金額，避免或推遲商譽(yù)減值。

本文預(yù)期業(yè)績承諾到期后首年，收購方將大量計(jì)提商譽(yù)減值準(zhǔn)備，原因主要為以下三方面：第一，業(yè)績補(bǔ)償承諾到期后，由業(yè)績補(bǔ)償承諾催生的向上盈余管理動(dòng)機(jī)消失，承諾到期后收購方過高估計(jì)商譽(yù)可收回金額的傾向也有所降低，這為計(jì)提大額商譽(yù)減值準(zhǔn)備創(chuàng)造了條件。第二，由于商譽(yù)泡沫爆裂可能引起股價(jià)暴跌(Li et al.，2011；王文姣等，2017)[16][28]，企業(yè)會(huì)選擇延緩該股價(jià)暴跌風(fēng)險(xiǎn)至業(yè)績補(bǔ)償承諾期滿后。具體而言，在業(yè)績補(bǔ)償承諾期間內(nèi)，收購方已積壓大量的商譽(yù)泡沫，收購方繼續(xù)高估商譽(yù)可收回金額則必將承擔(dān)較高的股價(jià)暴跌風(fēng)險(xiǎn)，如果此時(shí)確認(rèn)商譽(yù)減值，將對(duì)完成業(yè)績承諾相當(dāng)不利；在業(yè)績承諾到期后，企業(yè)相當(dāng)于已完成對(duì)賭協(xié)議的要求，此時(shí)確認(rèn)商譽(yù)減值即使引起股價(jià)下跌，對(duì)控股股東的影響也相對(duì)較小。第三，集中式剝離、大額出清商譽(yù)泡沫能夠減少陸續(xù)計(jì)提減值對(duì)后續(xù)各期業(yè)績的持續(xù)性負(fù)面影響。Kabir and Rahman(2016)[12]通過分析2007―2012年澳大利亞企業(yè)數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)CEO上任當(dāng)年存在計(jì)提大額商譽(yù)減值的盈余管理現(xiàn)象。業(yè)績承諾到期后的首年計(jì)提高額(甚至超額)商譽(yù)減值準(zhǔn)備很可能成為收購方的選擇，即可能存在對(duì)商譽(yù)賬面價(jià)值“洗大澡”(take a big bath)現(xiàn)象。據(jù)此，本文推斷業(yè)績承諾到期后首年，收購方提取的商譽(yù)減值準(zhǔn)備遠(yuǎn)高于不存在業(yè)績承諾的收購方和存在業(yè)績承諾但未到期的收購方。

基于以上分析，提出假設(shè)1：

H1：相對(duì)不存在業(yè)績補(bǔ)償承諾以及業(yè)績補(bǔ)償承諾未到期的收購方，存在業(yè)績補(bǔ)償承諾的收購方在承諾到期后首年計(jì)提的商譽(yù)減值準(zhǔn)備顯著增加。

(二)業(yè)績補(bǔ)償承諾到期、分析師跟蹤與商譽(yù)減值

業(yè)績補(bǔ)償承諾到期后的商譽(yù)高額減值現(xiàn)象可能是業(yè)績承諾期間向上與業(yè)績承諾到期后向下盈余管理的綜合結(jié)果?；诜治鰩熀蛯徲?jì)對(duì)盈余管理行為的治理作用，本文探究分析師跟蹤和審計(jì)質(zhì)量在業(yè)績承諾到期與商譽(yù)減值準(zhǔn)備正向關(guān)系中的調(diào)節(jié)作用。

控股股東和管理層作為公司的“內(nèi)部人”可以獲得更多信息，分析師能夠降低控股股東或管理層與中小股東的信息不對(duì)稱，遏制控股股東的掏空行為(Hu and Yang，2014)[11]，降低管理層的道德風(fēng)險(xiǎn)(Chen et al.，2015)[5]。分析師能夠通過實(shí)地調(diào)研等途徑，獲得外部人難以獲取的公司內(nèi)部信息(Frankel et al.，2006；肖斌卿等，2017)[7][29]。中小股東可能通過分析師報(bào)告獲得商譽(yù)及其減值風(fēng)險(xiǎn)的增量信息，提高其識(shí)別上市公司商譽(yù)減值跡象的能力。此外，實(shí)證研究已經(jīng)獲得大量分析師對(duì)企業(yè)盈余管理行為治理效應(yīng)的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)，分析師能夠識(shí)別企業(yè)基于應(yīng)計(jì)項(xiàng)目的虛增利潤(Yu，2016)[19]與“洗大澡”(Irani and Oesch，2016)[13]等行為。因此，本文推測(cè)分析師跟蹤對(duì)收購方在業(yè)績承諾期向上盈余管理與業(yè)績承諾期結(jié)束后可能的“洗大澡”行為都具有一定治理作用，從而阻止或抑制商譽(yù)減值異象的形成。

基于以上分析，提出假設(shè)2：

H2：分析師跟蹤能夠弱化業(yè)績補(bǔ)償承諾到期對(duì)商譽(yù)減值準(zhǔn)備的助長作用。

(三)業(yè)績補(bǔ)償承諾到期、高質(zhì)量審計(jì)與商譽(yù)減值

業(yè)績承諾到期后的商譽(yù)減值異象可能是基于應(yīng)計(jì)項(xiàng)目的盈余管理行為產(chǎn)生的，審計(jì)工作對(duì)基于應(yīng)計(jì)項(xiàng)目的盈余管理行為具有治理作用(Becker et al.，1998；Lin and Hwang，2010；Chen et al.，2011)[2][15][4]。而根本上，業(yè)績承諾到期后的盈余管理則來自于收購方的有偏估計(jì)。相對(duì)于分析師，審計(jì)師關(guān)于財(cái)務(wù)報(bào)告的專業(yè)知識(shí)和專門工作對(duì)上市公司會(huì)計(jì)估計(jì)的合理性具有更為直接的影響。審計(jì)師對(duì)管理層提供財(cái)務(wù)報(bào)表中會(huì)計(jì)估計(jì)的修正是抑制盈余管理行為的重要途徑之一(Ayres et al.，2019)[6]。我國審計(jì)準(zhǔn)則規(guī)定獲取充分、適當(dāng)?shù)淖C據(jù)以評(píng)價(jià)被審計(jì)單位的會(huì)計(jì)估計(jì)是否合理是審計(jì)師的責(zé)任2。商譽(yù)及其減值的確認(rèn)具有模糊性、復(fù)雜性與較高的可操縱性，這帶給審計(jì)師工作較大的考驗(yàn)。Ayres et al.(2019)[6]發(fā)現(xiàn)美國2001年后實(shí)施的商譽(yù)減值測(cè)試規(guī)定帶給審計(jì)師新的工作沖擊，基于美國上市公司數(shù)據(jù)，他們發(fā)現(xiàn)企業(yè)解雇審計(jì)師后常出現(xiàn)損害商譽(yù)質(zhì)量現(xiàn)象。鄭春美和李曉(2018)[33]發(fā)現(xiàn)審計(jì)師對(duì)并購商譽(yù)風(fēng)險(xiǎn)保持了應(yīng)有的職業(yè)謹(jǐn)慎，增加審計(jì)收費(fèi)以確保審計(jì)質(zhì)量，且這一結(jié)論在企業(yè)正、負(fù)向盈余管理的情況下均依然成立。因此，審計(jì)質(zhì)量的高低是影響審計(jì)能否抑制業(yè)績承諾到期后商譽(yù)減值異象的關(guān)鍵。本文預(yù)期，高質(zhì)量審計(jì)能夠抑制業(yè)績承諾到期前后收購方對(duì)商譽(yù)可收回金額的有偏估計(jì)，降低到期前后的盈余管理行為，削弱到期后商譽(yù)減值異象。

基于以上分析，提出假設(shè)3：

H3：高質(zhì)量的審計(jì)師能夠弱化業(yè)績補(bǔ)償承諾到期對(duì)商譽(yù)減值準(zhǔn)備的助長作用。

三、研究設(shè)計(jì)

(一)樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本研究的初始樣本為2011―2018年我國A股上市公司?？紤]到2008年證監(jiān)會(huì)首次頒布資產(chǎn)重組中的業(yè)績承諾政策并于當(dāng)年執(zhí)行，并且業(yè)績承諾約定期限一般至少為3年，所以本文選取2011年度作為樣本的時(shí)間起點(diǎn)，以考察業(yè)績承諾到期對(duì)商譽(yù)減值的影響。在剔除了缺失值樣本和金融保險(xiǎn)行業(yè)公司后，初步得到8年間共19,070個(gè)公司-年度樣本。同時(shí)，因?yàn)楸疚闹攸c(diǎn)關(guān)注企業(yè)商譽(yù)減值問題，若企業(yè)未曾確認(rèn)商譽(yù)便不存在商譽(yù)減值問題，因而在初始樣本基礎(chǔ)上，進(jìn)一步剔除了各年年初商譽(yù)凈額為零的公司-年度樣本共11,118個(gè)，最終獲得7,776個(gè)公司-年度樣本。業(yè)績承諾到期數(shù)據(jù)3系作者手工搜集巨潮網(wǎng)中上市公司重大資產(chǎn)重組公告及交易報(bào)告書后整理所得，其他數(shù)據(jù)均取自國泰安(CSMAR)數(shù)據(jù)庫。為剔除異常值的影響，本文所有連續(xù)變量均經(jīng)過1%和99%分位的縮尾(winsorize)處理。

(二)研究模型與變量設(shè)計(jì)

為驗(yàn)證業(yè)績承諾到期后商譽(yù)減值異象的存在，即假設(shè)1，本文設(shè)計(jì)多元回歸模型(1)。模型(1)的被解釋變量為企業(yè)商譽(yù)減值(Impairment)，具體用兩種方式衡量：(1)Imprmt_q為商譽(yù)減值金額，即當(dāng)年公司利潤表中計(jì)提的商譽(yù)減值數(shù)量加1取自然對(duì)數(shù)；(2)Imprmt_r為公司商譽(yù)減值金額占期初商譽(yù)凈值的比例。解釋變量為業(yè)績補(bǔ)償承諾(Promise)，如果企業(yè)處于業(yè)績承諾完成期后首年取1，否則取0。根據(jù)假設(shè)1，預(yù)期Promise的系數(shù)α1顯著為正。

借鑒Olante(2013)[17]和Glaum et al.(2018)[8]的研究，本文控制了其他影響公司商譽(yù)減值的因素，包括：公司規(guī)模(Size)，等于公司總資產(chǎn)取自然對(duì)數(shù)；總資產(chǎn)收益率(ROA)，等于凈利潤除以期末總資產(chǎn)；資產(chǎn)負(fù)債率(Leverage)，等于負(fù)債總額除以資產(chǎn)期末總額；產(chǎn)權(quán)性質(zhì)(SOE)，當(dāng)上市公司為國有企業(yè)時(shí)取1，否則為0；大股東持股率(Top1)，等于第一大股東持股數(shù)量與公司流通總股數(shù)之比；虧損(Loss)，當(dāng)年公司凈利潤為負(fù)取1，否則取0；賬面市值比(BM)，等于期末資產(chǎn)賬面價(jià)值與市值之比；行業(yè)啞變量(Industry)和年份啞變量(Year)，其中行業(yè)變量分類依據(jù)證監(jiān)會(huì)2012行業(yè)分類標(biāo)準(zhǔn)，鑒于制造業(yè)行業(yè)內(nèi)部各公司業(yè)務(wù)差異較大，取兩位代碼進(jìn)行細(xì)分。主要變量定義見表1。

假設(shè)2考察分析師跟蹤對(duì)業(yè)績承諾到期與企業(yè)商譽(yù)減值之間關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)，采用如下回歸模型進(jìn)行檢驗(yàn)：

模型(2)在模型(1)的基礎(chǔ)上，加入分析師跟蹤(A n a l y s t)及其與業(yè)績承諾到期(P ro m i s e)的交互項(xiàng)(Analyst×Promise)。借鑒黃俊和郭照蕊(2014)[21]的研究，本文以當(dāng)年關(guān)注公司并且發(fā)布分析報(bào)告的證券分析師人數(shù)度量分析師跟蹤情況，分析師跟蹤(Analyst)為當(dāng)年分析師跟蹤人數(shù)加1取自然對(duì)數(shù)。根據(jù)假設(shè)2，預(yù)期交互項(xiàng)Analyst×Promise的回歸系數(shù)β2為負(fù)，即分析師跟蹤水平越高，業(yè)績承諾到期與商譽(yù)減值的正向關(guān)系越弱。換言之，緊密的分析師跟蹤環(huán)境能夠緩解收購方在承諾到期后首年計(jì)提高額商譽(yù)減值的現(xiàn)象。

假設(shè)3考察高質(zhì)量審計(jì)對(duì)業(yè)績承諾到期與企業(yè)商譽(yù)減值之間關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)，采用如下回歸模型進(jìn)行檢驗(yàn)：

表1 主要變量定義

模型(3)在模型(1)的基礎(chǔ)上加入高質(zhì)量審計(jì)(Big4)及其與業(yè)績承諾到期(Promise)的交互項(xiàng)(Big4×Promise)。作為外部治理機(jī)制，高質(zhì)量審計(jì)限制了上市公司隱藏信息的能力，提高會(huì)計(jì)信息的透明度。已有研究表明，聘請(qǐng)“四大”事務(wù)所進(jìn)行審計(jì)的公司的信息質(zhì)量顯著高于其他公司(林永堅(jiān)和王志強(qiáng)，2013)[23]。因此參考已有研究，本文以公司財(cái)報(bào)是否經(jīng)過“四大”事務(wù)所4審計(jì)(Big4)度量審計(jì)質(zhì)量，若上市公司聘請(qǐng)“四大”事務(wù)所進(jìn)行年報(bào)審計(jì)，Big4取值為1，否則為0。依據(jù)本文的假設(shè)3，預(yù)期交互系數(shù)γ2為負(fù)，即審計(jì)質(zhì)量越高，業(yè)績承諾到期時(shí)企業(yè)進(jìn)行大額商譽(yù)減值的可能性越低。換言之，審計(jì)質(zhì)量可以降低業(yè)績承諾到期與收購方商譽(yù)減值的正向關(guān)系。

為避免混合截面數(shù)據(jù)帶來的干擾問題，本文所有回歸中均對(duì)估計(jì)系數(shù)標(biāo)準(zhǔn)誤進(jìn)行了公司層面的聚類處理(Cluster by the firm level)。

四、實(shí)證結(jié)果與分析

(一)描述性統(tǒng)計(jì)

表2列示了本文的樣本分布和單變量檢驗(yàn)結(jié)果，其中Panel A報(bào)告了樣本分布情況。從中可以看出，全樣本中簽訂業(yè)績補(bǔ)償承諾的樣本共2755個(gè)，其中計(jì)提商譽(yù)減值的樣本為526個(gè)，占簽訂業(yè)績補(bǔ)償承諾樣本的比重為19.1%；未簽訂業(yè)績補(bǔ)償承諾的樣本共5021個(gè)，其中計(jì)提商譽(yù)減值的樣本為723個(gè)，占未簽訂業(yè)績補(bǔ)償承諾樣本的比重為14.4%。因此，相對(duì)于未簽訂業(yè)績承諾的公司，簽訂業(yè)績承諾公司中計(jì)提商譽(yù)減值的比例更高。

表2 樣本分布和單變量檢驗(yàn)

Panel B報(bào)告了針對(duì)簽訂業(yè)績補(bǔ)償承諾公司子樣本的商譽(yù)減值單變量檢驗(yàn)。其中，業(yè)績承諾到期樣本計(jì)提商譽(yù)減值的公司占比為31.4%，顯著高于業(yè)績承諾未到期樣本的16.6%，說明業(yè)績承諾到期更容易引發(fā)上市公司計(jì)提商譽(yù)減值。此外，簽訂業(yè)績承諾公司在業(yè)績承諾到期后的商譽(yù)減值金額(Imprmt_q)及商譽(yù)減值比例(Imprmt_r)顯著高于業(yè)績承諾期間，均值差異檢驗(yàn)均在1%水平下顯著，說明簽訂業(yè)績補(bǔ)償承諾的公司在業(yè)績承諾到期后計(jì)提的商譽(yù)減值金額和比例顯著提升，初步驗(yàn)證了本文的假設(shè)1。

表3匯報(bào)了本文主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。從中可以發(fā)現(xiàn)，我國上市公司商譽(yù)減值規(guī)模較大，樣本中商譽(yù)減值準(zhǔn)備金額(Imprmt_q)的均值和標(biāo)準(zhǔn)差分別為2.379和5.718，商譽(yù)減值計(jì)提比例(Imprmt_r)的均值和標(biāo)準(zhǔn)差分別是0.035和0.133，各公司間商譽(yù)減值計(jì)提金額和計(jì)提比例分布差異明顯。由于上市公司商譽(yù)規(guī)模龐大，選擇性計(jì)提商譽(yù)減值既有損公司的信息披露質(zhì)量和投資者的合法權(quán)益，也會(huì)影響資本市場(chǎng)的良好運(yùn)行甚至可能形成系統(tǒng)性風(fēng)險(xiǎn)，所以研究和防范商譽(yù)減值風(fēng)險(xiǎn)十分必要。從業(yè)績承諾到期的數(shù)據(jù)來看，業(yè)績承諾有關(guān)規(guī)定從2008年起在我國上市公司并購重組實(shí)踐中應(yīng)用至今，已有超300家上市公司簽訂的業(yè)績承諾協(xié)議到期。在本研究選取的2011―2018年間確認(rèn)了商譽(yù)減值的樣本中，業(yè)績承諾已到期的樣本占比逾4%，已陸續(xù)到期的業(yè)績承諾公司為研究承諾到期后并購公司表現(xiàn)提供了很好的切入口。其他控制變量的均值與現(xiàn)有文獻(xiàn)較為一致。

表3 主要變量描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

(二)相關(guān)性分析

表4為相關(guān)性分析表，其中左下方反映了各關(guān)鍵變量之間的Pearson相關(guān)系數(shù)，右上方則是各關(guān)鍵變量之間的Spearman相關(guān)系數(shù)。從中可以發(fā)現(xiàn)，在不考慮其他因素的影響時(shí)，企業(yè)商譽(yù)減值數(shù)量(Imprmt_q)、商譽(yù)減值計(jì)提比例(Imprmt_r)與業(yè)績承諾到期虛擬變量(Promise)顯著正相關(guān)，初步驗(yàn)證了本文的假設(shè)。同時(shí)，控制變量也皆與商譽(yù)減值水平顯著相關(guān)，說明本文模型較為恰當(dāng)?shù)乜刂屏似渌绊懝旧套u(yù)減值的因素。模型(1)的方差膨脹因子為1.61，由此推測(cè)本文中的多重共線性問題并不嚴(yán)重。

(三)實(shí)證結(jié)果

1.業(yè)績承諾到期與企業(yè)商譽(yù)減值以上結(jié)果驗(yàn)證了假設(shè)1，說明并購商譽(yù)并未在承諾期間及時(shí)、充分計(jì)提減值，并且商譽(yù)減值測(cè)試中存在較大的人為操控，導(dǎo)致業(yè)績承諾到期后收購方的商譽(yù)減值金額和比例明顯更高。

表4 變量的Pearson（Spearman）相關(guān)系數(shù)

表5 業(yè)績承諾到期與商譽(yù)減值金額、比例

表6 業(yè)績承諾到期、分析師跟蹤與商譽(yù)減值

2.業(yè)績承諾到期、分析師跟蹤與企業(yè)商譽(yù)減值的回歸結(jié)果

表6報(bào)告模型(2)的估計(jì)結(jié)果。其中，第(1)、(2)列以商譽(yù)減值金額(Imprmt_q)為被解釋變量，從中可以看出業(yè)績承諾到期與分析師跟蹤的交乘項(xiàng)(Analyst×Promise)的估計(jì)系數(shù)為負(fù)且在1%水平下顯著，說明分析師跟蹤有效緩解了業(yè)績承諾到期對(duì)商譽(yù)減值金額的助長作用。第(3)、(4)列以商譽(yù)減值比例(Imprmt_r)為被解釋變量，Analyst×Promise的回歸系數(shù)在5%水平下顯著為負(fù)，而業(yè)績承諾到期(Promise)的估計(jì)系數(shù)依舊為正，表明在其他條件不變的情況下，在公司受到較多分析師關(guān)注的環(huán)境下，業(yè)績承諾到期對(duì)企業(yè)商譽(yù)減值的助長作用減弱。以上結(jié)果驗(yàn)證了假設(shè)2的推斷，說明緊密的分析師跟蹤環(huán)境能夠緩解企業(yè)在業(yè)績承諾到期后首年計(jì)提高額商譽(yù)減值的現(xiàn)象，分析師跟蹤起到了良好的外部治理效應(yīng)。

3.業(yè)績承諾到期、“四大”審計(jì)與企業(yè)商譽(yù)減值的回歸結(jié)果

表7報(bào)告了模型(3)的回歸結(jié)果。其中，第(1)、(2)列的被解釋變量為商譽(yù)減值金額(Imprmt_q)，從可以看出業(yè)績承諾到期與高質(zhì)量審計(jì)的交乘項(xiàng)(Big4×Promise)的估計(jì)系數(shù)在1%水平下顯著為負(fù)，說明高質(zhì)量審計(jì)有效緩解了業(yè)績承諾到期對(duì)商譽(yù)減值金額的助長作用。第(3)、(4)列的被解釋變量為商譽(yù)減值比例(Imprmt_r)，Big4×Promise的估計(jì)系數(shù)在1%水平下顯著為負(fù)，而業(yè)績承諾到期(Promise)的估計(jì)系數(shù)依舊為正，表明在其他條件不變的情況下，當(dāng)公司接受四大會(huì)計(jì)師事務(wù)所進(jìn)行年報(bào)審計(jì)時(shí)，公司業(yè)績承諾到期后計(jì)提大幅商譽(yù)減值的行為明顯減少。以上結(jié)果驗(yàn)證了假設(shè)3，即高質(zhì)量審計(jì)能夠緩解企業(yè)業(yè)績承諾到期后首年計(jì)提高額商譽(yù)減值的異象，說明高質(zhì)量審計(jì)師發(fā)揮了良好的外部治理作用。

表7 業(yè)績承諾到期、四大審計(jì)與企業(yè)商譽(yù)減值

五、穩(wěn)健性檢驗(yàn)

本文采用四種方法進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。首先，替換樣本進(jìn)行檢驗(yàn)，一方面僅選取簽訂業(yè)績承諾樣本，考察業(yè)績承諾到期因素對(duì)商譽(yù)減值的影響，另一方面剔除業(yè)績承諾未達(dá)成樣本，以排除企業(yè)計(jì)提大額商譽(yù)減值是由于標(biāo)的資產(chǎn)未達(dá)成承諾業(yè)績這一原因；其次，采用傾向評(píng)分匹配和雙重差分法(PSM-DID)以緩解原有模型設(shè)計(jì)可能存在的樣本選擇性偏差；再次，采用Heckman兩階段模型控制自選擇問題的影響；最后，采用公司固定效應(yīng)模型以控制潛在的遺漏變量偏誤。在進(jìn)行以上穩(wěn)健性檢驗(yàn)后，本文的研究結(jié)論并未發(fā)生改變。

(一)替換樣本檢驗(yàn)

1.僅保留簽訂業(yè)績承諾樣本的檢驗(yàn)

首先，本文僅保留簽訂業(yè)績承諾樣本，考察業(yè)績承諾到期對(duì)商譽(yù)減值的影響。采用簽訂業(yè)績承諾2755個(gè)公司-年度樣本，對(duì)主模型(1)進(jìn)行回歸，結(jié)果報(bào)告在表8第(1)列和第(2)列。實(shí)證結(jié)果顯示，業(yè)績補(bǔ)償承諾到期(Promise)的估計(jì)系數(shù)在1%水平下顯著為正，說明業(yè)績補(bǔ)償承諾到期會(huì)促使上市公司計(jì)提更大數(shù)量和更高比例的商譽(yù)減值。

其次，考慮到部分上市公司當(dāng)年計(jì)提的商譽(yù)減值可能由多起并購事件引起，為排除某筆并購業(yè)績承諾到期后首年未計(jì)提商譽(yù)減值但其他并購計(jì)提商譽(yù)減值的干擾，本文通過逐項(xiàng)閱讀上市公司披露的商譽(yù)減值準(zhǔn)備公告信息，手工搜集了與當(dāng)年到期的并購業(yè)績承諾事項(xiàng)相對(duì)應(yīng)的商譽(yù)減值數(shù)據(jù)?；谠搶?duì)應(yīng)后的商譽(yù)減值數(shù)據(jù)，重新定義商譽(yù)減值準(zhǔn)備金額和商譽(yù)減值比例，分別記為Imprmt_q1和Imprmt_r1。采用Imprmt_q1和Imprmt_r1重新代入模型(1)中進(jìn)行回歸，結(jié)果報(bào)告在表8的第(3)列和第(4)列。實(shí)證結(jié)果顯示，業(yè)績補(bǔ)償承諾到期(Promise)的估計(jì)系數(shù)在1%水平下顯著為正，說明本文的實(shí)證結(jié)果并未受到多次并購事件計(jì)提商譽(yù)減值事項(xiàng)的影響。

表8 穩(wěn)健性檢驗(yàn)：僅保留簽訂業(yè)績承諾的樣本

2.剔除業(yè)績承諾未達(dá)成樣本的檢驗(yàn)

此外，考慮到業(yè)績承諾到期后商譽(yù)大額減值可能是標(biāo)的資產(chǎn)未達(dá)到承諾業(yè)績反映出標(biāo)的資產(chǎn)價(jià)值低于預(yù)期的正常結(jié)果，而非盈余管理所致，因此本文剔除所有未達(dá)成業(yè)績承諾的42個(gè)公司樣本(包含336個(gè)公司-年度樣本)，重新估計(jì)模型(1)，結(jié)果如表9所示。其中，業(yè)績承諾到期(Promise)的估計(jì)系數(shù)仍在1%水平下顯著為正，說明業(yè)績承諾到期后首年企業(yè)計(jì)提的商譽(yù)減值準(zhǔn)備金額和減值準(zhǔn)備比例均顯著提高。以上結(jié)果進(jìn)一步驗(yàn)證了本文的研究假設(shè)，說明業(yè)績承諾到期后的大額商譽(yù)減值并不是由于承諾業(yè)績未反映出資產(chǎn)真實(shí)價(jià)值所致。

(二)傾向評(píng)分匹配和雙重差分法(PSM-DID)

為緩解原有模型設(shè)計(jì)可能存在的樣本選擇性偏差和遺漏變量偏誤，本文采用傾向評(píng)分匹配和雙重差分結(jié)合的穩(wěn)健性檢驗(yàn)方法，以進(jìn)一步增加業(yè)績承諾到期后首年公司計(jì)提商譽(yù)減值異象的結(jié)論可靠性。首先，采用傾向評(píng)分匹配法為承諾到期樣本企業(yè)匹配一組基本特征較為相似的企業(yè)，構(gòu)建上市公司簽訂業(yè)績承諾協(xié)議的Probit模型，如模型(4)所示。其中，被解釋變量為當(dāng)年簽訂業(yè)績承諾與否(Promise1)，解釋變量包括當(dāng)年發(fā)生重大資產(chǎn)重組與否(Merger)、經(jīng)營活動(dòng)產(chǎn)生的現(xiàn)金流與負(fù)債之比(CFO)、盈利情況(ROA)、大股東持股比例(Top1)、資產(chǎn)總額(Size)、固定資產(chǎn)比例(PPE)、周轉(zhuǎn)水平(Turnover)、負(fù)債水平(Leverage)以及行業(yè)(Industry)和年度(Year)啞變量。然后，根據(jù)Probit模型計(jì)算出各樣本企業(yè)簽訂業(yè)績承諾協(xié)議的傾向得分?jǐn)?shù)，在此基礎(chǔ)上為簽訂過業(yè)績承諾的公司(實(shí)驗(yàn)組)匹配一個(gè)得分最為接近的公司(控制組)。最終匹配成功的公司有1928個(gè)，再將原樣本中匹配成功的樣本和配對(duì)樣本縱向合并，共獲得3856個(gè)樣本。

表9 穩(wěn)健性檢驗(yàn)：剔除業(yè)績承諾未達(dá)成樣本

采用傾向得分匹配法后，對(duì)匹配樣本進(jìn)行平衡性檢驗(yàn)，結(jié)果如表10所示。匹配后所有協(xié)變量的標(biāo)準(zhǔn)化偏差小于10%，而且所有t檢驗(yàn)的結(jié)果不拒絕處理組與控制組無系統(tǒng)差異的原假設(shè)。這表明經(jīng)過傾向得分匹配后，簽訂業(yè)績承諾與未簽訂業(yè)績承諾企業(yè)的特征差異得到較大程度的緩解。

其次，基于上述3856個(gè)配對(duì)后的樣本，構(gòu)建雙重差分模型進(jìn)行回歸檢驗(yàn)：

表10 穩(wěn)健性檢驗(yàn)：PSM 平衡性檢驗(yàn)

其中，變量Treat度量了收購方是否簽訂過業(yè)績承諾，即屬于實(shí)驗(yàn)組取值為1，控制組則取值為0；變量Post主要判斷企業(yè)業(yè)績承諾到期與否，企業(yè)承諾到期后的年度取值為1，否則取值為0。Treat×Post的交乘項(xiàng)系數(shù)α1度量了相對(duì)于未簽訂業(yè)績承諾的公司，簽訂業(yè)績承諾的公司在業(yè)績承諾到期后相對(duì)于到期前的商譽(yù)減值金額和減值準(zhǔn)備比例的增量情況，因此預(yù)期Treat×Post的交乘項(xiàng)系數(shù)α1的估計(jì)系數(shù)為正。

模型(5)的回歸結(jié)果如表11所示，變量Post×Treat的估計(jì)系數(shù)顯著為正，說明在控制了其他因素不變的情況下，收購方在承諾到期后首年商譽(yù)減值的計(jì)提金額和比例顯著增加，進(jìn)一步支持假設(shè)1。

(三)Heckman兩階段回歸

由于本文選取我國A股中商譽(yù)凈額不為零的上市公司作為研究樣本，為避免研究承諾到期與企業(yè)商譽(yù)減值二者關(guān)系受到樣本自選擇問題的干擾，本研究還使用Heckman兩階段模型進(jìn)一步開展檢驗(yàn)。Heckman模型的第一階段要求加入一個(gè)工具變量，本文選取除本公司以外的企業(yè)所處行業(yè)當(dāng)年度上市公司業(yè)績承諾到期的平均比例(IV)作為工具變量。選取這一工具變量的理由在于，企業(yè)并購決策往往與其行業(yè)特征相關(guān)，所在行業(yè)簽訂業(yè)績承諾的比例越高，該企業(yè)很可能更傾向簽訂業(yè)績承諾以達(dá)成并購交易，而其他企業(yè)的業(yè)績承諾并不會(huì)直接影響本企業(yè)的商譽(yù)減值事項(xiàng)，因此該工具變量符合相關(guān)性和外生性的要求。本文構(gòu)建的Heckman第一階段模型如模型(6)所示。通過第一階段回歸計(jì)算得出逆米爾斯比率(IMR)，并將其作為一個(gè)控制變量加入第二階段回歸中進(jìn)行檢驗(yàn)。

表11 穩(wěn)健性檢驗(yàn)：PSM-DID 法

Heckman兩階段回歸結(jié)果如表12所示。從第一階段的回歸結(jié)果中可以看出，工具變量(IV)的估計(jì)系數(shù)顯著為正，說明工具變量具有良好的解釋力度；從第二階段的回歸結(jié)果中可知，逆米爾斯比率(IMR)的系數(shù)顯著為負(fù)，表明本文研究中可能存在一定的自選擇問題。但是在控制了逆米爾斯比率(IMR)之后，業(yè)績承諾到期(Promise)變量的估計(jì)系數(shù)依舊顯著為正，說明在控制了樣本的自選擇問題后，本文的研究結(jié)論依然成立。

(四)固定效應(yīng)模型

表13 穩(wěn)健性檢驗(yàn)：固定效應(yīng)模型

鑒于本文模型中可能遺漏一些不隨時(shí)間改變的影響因素，因此本文變更主假設(shè)中的OLS截面回歸模型為面板回歸模型，通過利用固定效應(yīng)模型再次檢驗(yàn)以緩解遺漏變量問題。回歸結(jié)果如表13所示，業(yè)績承諾到期(Promise)的估計(jì)系數(shù)依舊在1%水平下顯著為正，說明采用固定效應(yīng)模型控制了其他潛在的影響因素后，本文的結(jié)論依然成立，即遺漏變量的內(nèi)生性問題不會(huì)對(duì)本文構(gòu)成嚴(yán)重干擾。

六、結(jié)論與建議

本文基于2011―2018年我國A股上市公司重大資產(chǎn)重組的數(shù)據(jù)，研究并購業(yè)績補(bǔ)償承諾對(duì)企業(yè)商譽(yù)減值的影響。研究發(fā)現(xiàn)，相比不存在業(yè)績承諾的收購方、存在業(yè)績承諾但未到期的收購方，處于業(yè)績承諾期滿后首年的收購方計(jì)提了更高金額和比例的商譽(yù)減值準(zhǔn)備；分析師跟蹤與高質(zhì)量審計(jì)均緩解了業(yè)績承諾到期對(duì)商譽(yù)減值準(zhǔn)備的助長作用，說明良好的外部監(jiān)督機(jī)制能弱化企業(yè)在履行業(yè)績承諾期間的機(jī)會(huì)主義行為。在剔除業(yè)績承諾未到期樣本、采用PSM+DID模型、Heckman兩階段模型和公司固定效應(yīng)模型進(jìn)行穩(wěn)健性測(cè)試后，本文主要實(shí)證結(jié)果依然成立。

本文的發(fā)現(xiàn)表明，在業(yè)績承諾壓力下，上市公司在承諾期內(nèi)推遲計(jì)提商譽(yù)減值的行為可能是承諾期滿后商譽(yù)巨額減值的一大成因；商譽(yù)減值異象或可通過降低上市公司與中小投資者之間的信息不對(duì)稱、提高上市公司操縱商譽(yù)減值難度、降低業(yè)績承諾中可操縱性指標(biāo)的重要性等途徑進(jìn)行緩解。

基于上述研究結(jié)論，本文提出如下政策建議：

第一，優(yōu)化業(yè)績補(bǔ)償承諾設(shè)計(jì)。目前，企業(yè)并購業(yè)績承諾主要以凈利潤為標(biāo)尺，其中包含大量可操縱性項(xiàng)目。不論是達(dá)成承諾業(yè)績的上市公司商譽(yù)減值異象，還是業(yè)績承諾到期后的業(yè)績爆雷，均能顯示上市公司為達(dá)成業(yè)績承諾進(jìn)行了報(bào)表操縱的跡象。因此，本文建議在業(yè)績承諾的指標(biāo)設(shè)計(jì)中減少可操縱性項(xiàng)目，或建立多個(gè)維度的考核指標(biāo)，避免業(yè)績承諾流于形式。

第二，改進(jìn)商譽(yù)后續(xù)計(jì)量的準(zhǔn)則規(guī)定。商譽(yù)估值的困難使其減值確認(rèn)與計(jì)量的可操縱性極強(qiáng)，這也使得上市公司利用商譽(yù)減值調(diào)節(jié)盈余成為可能。事實(shí)上，學(xué)術(shù)界與實(shí)務(wù)界針對(duì)商譽(yù)的后續(xù)計(jì)量問題都進(jìn)行了大量探討。例如，2019年會(huì)計(jì)準(zhǔn)則委員會(huì)發(fā)布“委員反饋意見”5，有意對(duì)“商譽(yù)攤銷”進(jìn)行嘗試。本文建議在高商譽(yù)減值風(fēng)險(xiǎn)和高商譽(yù)估值不確定性的行業(yè)及公司的某些交易類型上試點(diǎn)“攤銷法”，以實(shí)踐檢驗(yàn)適合我國的商譽(yù)后續(xù)計(jì)量制度。

第三，堅(jiān)持建設(shè)多層次資本市場(chǎng)，擴(kuò)大資本投資選擇。本文認(rèn)為商譽(yù)估值虛高、商譽(yù)泡沫和商譽(yù)減值風(fēng)險(xiǎn)的一大成因是被并購資產(chǎn)的價(jià)值難以確定，并且優(yōu)質(zhì)資產(chǎn)較為稀缺。相對(duì)于國外成熟的資本市場(chǎng)，我國資本市場(chǎng)的上市門檻較高，本文認(rèn)為創(chuàng)業(yè)板、新三板、科創(chuàng)板等新興交易市場(chǎng)的逐步建立健全以及注冊(cè)制的逐步推行，對(duì)于緩解信息不對(duì)稱、提高交易資產(chǎn)的可靠性具有重要作用。

本文尚存的不足之處是，由于數(shù)據(jù)期限的限制，難以刻畫業(yè)績承諾到期后多年的盈余或商譽(yù)減值分布情況。未來研究可以利用文本分析方法提取業(yè)績承諾與商譽(yù)相匹配的數(shù)據(jù)進(jìn)行測(cè)試，同時(shí)在未來數(shù)據(jù)豐富之后，延長樣本期間和樣本量，進(jìn)而檢驗(yàn)業(yè)績承諾到期后多年企業(yè)盈余管理與商譽(yù)減值的分布情況，以期獲得更有價(jià)值的研究結(jié)論。

注釋

1. 根據(jù)中國證監(jiān)會(huì)2008年出臺(tái)的《上市公司重大資產(chǎn)重組管理辦法》第三十三條，采用未來收益預(yù)期的方法進(jìn)行估值并作為定價(jià)參考依據(jù)的重大資產(chǎn)重組活動(dòng)，出售方應(yīng)當(dāng)與上市公司就資產(chǎn)交易完成后三年期間實(shí)際盈利數(shù)不足利潤預(yù)測(cè)數(shù)的情況簽訂業(yè)績補(bǔ)償協(xié)議。上市公司向控股股東之外的特定對(duì)象購買資產(chǎn)且未導(dǎo)致控制權(quán)發(fā)生變更的，不強(qiáng)制簽訂業(yè)績補(bǔ)償承諾，上市公司與交易對(duì)方可以根據(jù)市場(chǎng)化原則自主協(xié)商是否采取業(yè)績補(bǔ)償承諾。

2. 《中國注冊(cè)會(huì)計(jì)師審計(jì)準(zhǔn)則第1321號(hào)——會(huì)計(jì)估計(jì)的審計(jì)》總則第四條：“按照中國注冊(cè)會(huì)計(jì)師審計(jì)準(zhǔn)則的規(guī)定，獲取充分、適當(dāng)?shù)膶徲?jì)證據(jù)，評(píng)價(jià)被審計(jì)單位作出的會(huì)計(jì)估計(jì)是否合理、披露是否充分，是注冊(cè)會(huì)計(jì)師的責(zé)任。”

3. 本文業(yè)績承諾到期數(shù)據(jù)來源于上市公司在重大資產(chǎn)重組活動(dòng)中與出售方簽訂的業(yè)績承諾協(xié)議公告，承諾期到期當(dāng)年是指承諾逾期的第一年，例如出售方與上市公司就2008至2010年三年間的資產(chǎn)利潤達(dá)成承諾，那么2011年即為上市公司的業(yè)績承諾到期當(dāng)年。同時(shí)由于借殼上市的特殊性，本文的業(yè)績承諾到期數(shù)據(jù)剔除了借殼上市類重大資產(chǎn)重組事項(xiàng)。

4. 國際四大會(huì)計(jì)師事務(wù)所是指普華永道、畢馬威、德勤和安永四家會(huì)計(jì)師事務(wù)所。

5. 2019年1月4日，財(cái)政部下屬的會(huì)計(jì)準(zhǔn)則委員會(huì)發(fā)布《關(guān)于咨詢委員對(duì)會(huì)計(jì)準(zhǔn)則咨詢論壇部分議題文件的反饋意見》，指出委員會(huì)對(duì)商譽(yù)的后續(xù)會(huì)計(jì)處理進(jìn)行了討論，大部分咨詢委員同意隨著企業(yè)合并利益的消耗將外購商譽(yù)的賬面價(jià)值減記至零這一商譽(yù)的后續(xù)會(huì)計(jì)處理方法。