杜春明

【摘要】以2007 ～ 2017年滬深兩市發(fā)行的公司債券為研究樣本， 實證檢驗我國上市公司的商譽減值與債券信用利差之間的關系。 研究發(fā)現(xiàn)， 商譽減值會增加債券的信用利差， 同時， 商譽減值對債券信用利差的影響在非國有企業(yè)中比在國有企業(yè)中更顯著， 這是因為非國有企業(yè)對會計信息的敏感性比國有企業(yè)更強。 進一步研究發(fā)現(xiàn)， 商譽減值通過加大發(fā)行者與投資者之間的信息不對稱程度來增加債券信用利差。 研究從具體會計信息視角豐富了債券信用利差的影響因素， 為有效識別公司債券定價機制提供了參考。

【關鍵詞】商譽減值;產(chǎn)權(quán)性質(zhì);信用利差;信息不對稱

【中圖分類號】F830.53? ? ? 【文獻標識碼】A? ? ? 【文章編號】1004-0994（2020）23-0065-8

一、引言

大力發(fā)展公司債券是當前金融改革的熱點， 但債券發(fā)行方的違約風險是影響債券市場健康發(fā)展的一個重要因素。 2007年， 我國企業(yè)會計準則將商譽的處理從采用直線法攤銷變?yōu)橹辽僭诿磕昴甓冉K了進行減值測試， 進一步促進了并購重組的持續(xù)升溫， 同時也帶來了商譽減值的不斷攀升。 商譽減值意味著所收購資產(chǎn)的盈利能力不及預期或者大幅下滑， 資產(chǎn)大幅貶值并很難再恢復至以前的盈利狀態(tài)。 一旦減少凈資產(chǎn)， 公司的資產(chǎn)負債率會上升， 意味著可能觸及有息負債的歸還條件， 對公司現(xiàn)金流帶來極大的影響， 從而導致債務的違約。 當債權(quán)人捕捉到商譽減值所傳遞的負面信號時， 其可能會增加所要求的必要收益率以補償企業(yè)盈利下降所帶來的債務本息無法償付的風險。

研究商譽減值和債券信用利差之間的關系， 有助于促進管理層進行理性并購， 保護債權(quán)人利益， 并推動債券市場的完善。 同時也豐富了債券信用利差影響因素的研究， 為有效識別公司債券定價機制提供了參考。

本研究關注商譽減值的原因如下：首先， 商譽是公司資產(chǎn)負債表的重要內(nèi)容， 我國商譽占凈資產(chǎn)的比例由2007年的2.16%上升到2018年的4.71%， 是一項重要的公司資產(chǎn)。 在評估公司未來現(xiàn)金流時， 商譽估值是一個關鍵的因素。 其次， 我國企業(yè)會計準則規(guī)定每年年度終了企業(yè)應進行商譽減值測試， 商譽被視為公司價值下降的最敏感資產(chǎn)。 再次， 商譽減值反映出公司無法從先前收購中獲取預期的價值， 也是衡量未來財務風險的主要指標。 最后， 我國商譽減值的頻率急劇增加， 商譽減值已經(jīng)成為重要的經(jīng)濟事件。

大量研究表明， 會計信息能在一定程度上幫助投資者合理評估企業(yè)風險。 當標的發(fā)債公司違約風險增加時， 為了維護自身的投資權(quán)益， 債券投資者會要求更高的風險溢價[1] 。 那么， 商譽減值是否會影響企業(yè)債券的信用利差？ 在我國特殊的制度背景下， 發(fā)債公司產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的差異是否會對債券信用利差產(chǎn)生影響？ 如果存在影響， 作用機理如何？ 這些問題都值得深入研究和探討。

為研究上述問題， 本文以2007 ～ 2017年滬深兩市發(fā)行的公司債券為研究樣本， 考察商譽減值對債券信用利差的影響機理以及產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的調(diào)節(jié)作用， 進一步檢驗商譽減值對債券信用利差的影響路徑。 研究發(fā)現(xiàn)：上市公司商譽減值與債券信用利差顯著正相關; 相比國有企業(yè)， 非國有企業(yè)的商譽減值對債券信用利差的影響更明顯; 商譽減值通過加劇債券發(fā)行者與投資者之間的信息不對稱程度增加了債券的信用利差。

本文的研究貢獻主要體現(xiàn)在：第一， 國內(nèi)目前很少有文獻將商譽減值與債券信用利差聯(lián)系起來展開較為系統(tǒng)的實證研究， 本文在此領域做了有益的嘗試; 第二， 有助于從新的視角理解商譽減值信息的有用性， 為準則制定者提供有益參考; 第三， 補充了Ramanna和Watts[2] 研究中關于管理者利用《美國財務會計準則公告第142號——商譽和其他無形資產(chǎn)》（SFAS 142）授予的酌處權(quán)來操縱甚至延緩商譽減值的動機， 即商譽減值會導致股票價格下降和薪酬減少， 本文通過提供證據(jù)表明， 避免商譽減值導致債券信用利差加大是管理層操縱或延緩商譽減值損失的另一個動機。

二、文獻綜述

（一）商譽減值的經(jīng)濟后果

目前， 對于商譽減值的研究大多圍繞商譽減值信息的價值相關性展開。 商譽減值的計提會顯著影響公司的盈利能力， 但商譽減值對公司盈利的影響具有明顯的滯后性， 對當期的影響較弱， 對以后年度盈余的影響十分顯著[3] 。 商譽減值公告后， 上市公司股價會下跌， 原因在于外部投資者把商譽減值信息作為負面信號， 會降低對上市公司市場價值的預期， 從而導致其股價下跌[4] 。 由于商譽減值的可驗證性較低[2] ， 企業(yè)有較強的動機通過商譽減值項目操控盈余。 商譽減值成為上市公司調(diào)節(jié)業(yè)績的工具， 上市公司常常利用商譽減值進行盈余平滑和“洗大澡”[5] ， 導致盈余質(zhì)量降低、會計信息失真。 較低的盈余質(zhì)量加大了企業(yè)與債權(quán)人之間的信息不對稱程度， 導致債務資本成本以及權(quán)益資本成本的增加。

（二）債券信用利差的影響因素

現(xiàn)已存在大量關于債券信用利差影響因素的研究文獻， 其中， 關于會計信息對債券信用利差的影響， 主要集中于討論公司盈利能力、信息不對稱和會計信息質(zhì)量等方面。

債券投資者通過評估發(fā)行者的盈利能力等財務狀況和信用水平對公司債券進行定價。 發(fā)債主體的盈利能力是影響債務融資成本的重要因素， 并且與債券信用利差負相關[6] 。 然而在現(xiàn)實的經(jīng)濟運行中， 市場是不完善的， 信息不對稱現(xiàn)象在企業(yè)中普遍存在。 信息不對稱的存在， 使企業(yè)外部投資者無法得知企業(yè)究竟是否有能力到期償還本息， 因此， 信息不對稱必然導致企業(yè)債券信用風險增大。 Yu[7] 通過研究發(fā)現(xiàn)， 財務透明度較高的公司具有較小的信用利差。 信息不對稱因素與債券信用利差顯著正相關， 投資者之間信息不對稱程度越高， 債券信用利差越大。 會計信息質(zhì)量會影響企業(yè)的融資成本。 高質(zhì)量的會計信息能夠降低信息不對稱程度， 有效保護投資者的利益， 從而降低融資成本[8] 。 朱松[9] 研究發(fā)現(xiàn)， 評級機構(gòu)給予會計信息質(zhì)量高的企業(yè)信用評級越高， 債券投資者對企業(yè)要求的投資回報越低， 即債券信用利差越小。 方紅星等[10] 認為， 上市公司自愿披露正面內(nèi)部控制鑒證報告能夠向市場傳遞積極信號， 降低信息不對稱程度， 從而使公司債券獲得較小的信用利差。

綜上所述， 現(xiàn)有研究發(fā)現(xiàn)商譽減值的計提意味著企業(yè)未來盈利不及預期， 并購的協(xié)同效應難以實現(xiàn)， 基于盈余管理動機的商譽減值計提導致盈余質(zhì)量降低， 加劇了企業(yè)和債權(quán)人之間的信息不對稱。 另外， 現(xiàn)有研究表明盈利能力、信息不對稱和會計信息質(zhì)量會對債券信用利差產(chǎn)生影響， 卻忽視了影響上市公司盈利能力、信息不對稱和會計信息質(zhì)量的商譽減值信息對債券信用利差的影響。 因此， 本文研究商譽減值信息是否對債券信用利差產(chǎn)生影響并進一步探究其作用機理。

三、理論分析與研究假設

（一）商譽減值與債券信用利差

我國企業(yè)會計準則規(guī)定每年年度終了企業(yè)應進行商譽減值測試。 商譽的減值測試對債權(quán)人監(jiān)控資本配置決策起著至關重要的作用。 商譽源自企業(yè)過去的收購活動， 商譽減值反映出企業(yè)未能從過去的收購中獲取預期的價值， 意味著現(xiàn)時商譽預計給企業(yè)帶來的經(jīng)濟利益比原來入賬時預計的要低， 市場對于商譽減值損失做出明顯的負向反應。 當債權(quán)人捕捉到商譽減值所傳遞的負面信號時， 他們可能會增加所要求的必要收益率以補償企業(yè)盈利下降帶來的債務本息無法償付的風險。 已有研究還發(fā)現(xiàn)， 商譽減值會導致股票價格下降和薪酬減少， 管理者會利用SFAS 142授予的酌處權(quán)進行盈余管理甚至延緩商譽減值。 商譽減值的不可核實性， 加大了企業(yè)與債權(quán)人之間的信息不對稱程度， 企業(yè)對商譽減值信息的操控會導致債權(quán)人提高債務報酬率。

綜合以上分析， 商譽減值是未來公司業(yè)績下滑的一個主要指標， 當商譽減值損失發(fā)生時， 信息使用者特別是信貸投資者， 自然會對公司未來業(yè)績產(chǎn)生擔憂， 尤其會對公司的現(xiàn)金支付能力產(chǎn)生懷疑。 這將影響公司未來的償債能力與違約可能性， 從而債權(quán)人要求更高的風險補償率是一種自發(fā)的避險行為[2] 。 商譽減值的不可核實性及所傳遞的企業(yè)盈余管理信息， 加大了企業(yè)與債權(quán)人之間的信息不對稱程度， 債權(quán)人也會視其為負面消息， 從而要求企業(yè)支付更高的風險收益以補償其面臨的風險。 公司債券的定價最終通過投資者要求的信用利差予以體現(xiàn)。 公司債券的風險越高， 投資者要求的信用利差越大。

由此， 本文提出以下研究假設：

H1：商譽減值與企業(yè)債券信用利差之間存在正相關關系。

（二）不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)下商譽減值對債券信用利差的影響差異

考慮我國特殊的制度背景， 我國上市公司按實際控制人產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的不同可以分為國有企業(yè)和非國有企業(yè)兩種類型。 產(chǎn)權(quán)性質(zhì)會通過直接和間接兩條路徑影響債券信用利差。 一方面， 產(chǎn)權(quán)性質(zhì)直接影響債券信用利差。 由于國有企業(yè)普遍承擔著政府的社會職能， 政府成為公司債券的隱性擔保人， 國有企業(yè)面臨的財務困境、破產(chǎn)風險遠低于非國有企業(yè)。 非國有企業(yè)缺乏政府的政策支持和隱性擔保， 融資成本相對較高[11] 。 因此， 國有上市公司發(fā)生債券到期違約的概率更低， 在債券定價上會被要求更低的風險補償率， 其債券初始發(fā)行的信用利差也就越小。 另一方面， 政治關聯(lián)的存在使得信貸契約中國有企業(yè)的會計信息有用性要弱于非國有企業(yè)。 債權(quán)人因為政府對國有企業(yè)的擔保作用， 并沒有有效地利用會計信息對國有企業(yè)的借款進行審查[12] 。 債權(quán)人對非國有企業(yè)的商譽減值信息更加敏感。 這就形成了產(chǎn)權(quán)性質(zhì)對公司債券信用利差的間接作用路徑。

由此， 本文提出以下研究假設：

H2：與國有企業(yè)相比， 非國有企業(yè)商譽減值對企業(yè)債券信用利差的影響更為顯著。

四、研究設計

（一）樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

在我國， 公司債券的發(fā)行定價過程更符合市場化要求。 基于此， 本文選取2007 ～ 2017年所有在滬深兩市發(fā)行的公司債券作為研究樣本， 并剔除金融類和ST類公司。 另外， 如果一家公司一年發(fā)行幾種債券， 則本文隨機選擇此公司發(fā)行的一種債券作為觀測值。 最終得到樣本963個。 債券發(fā)行數(shù)據(jù)和公司財務數(shù)據(jù)均來自WIND數(shù)據(jù)庫和CSMAR數(shù)據(jù)庫。 另外， 為了減輕異常值的影響， 本文對所有連續(xù)變量在上下1%的水平上分年度進行了Winsorize處理。 同時， 為控制可能的異方差、潛在的截面相關問題， 本文在所有回歸中對標準誤均進行了公司維度的聚類（Cluster）處理。

（二）主要變量定義

1. 因變量：債券信用利差（CS）。 借鑒Zhang[13] 的債務融資成本計量方法， 采用債券發(fā)行利率減去同期銀行貸款利率度量債券信用利差（CS1）， 同時參照周宏等[14] 的研究， 采用債券的到期收益率與相同剩余期限國債無風險收益率的差度量債券信用利差（CS2）。

2. 自變量：商譽減值（GWI）。 借鑒盧煜、曲曉輝[5] 的做法，用商譽減值損失金額除以期末總資產(chǎn)表示商譽減值（GWI_A）， 同時采用商譽減值損失的虛擬變量（GWI_D）進行穩(wěn)健性檢驗， 即商譽在第t年是否發(fā)生減值， 若發(fā)生減值， 則取值為1， 否則為0。

3. 控制變量（Control）。 借鑒林晚發(fā)等[15] 的研究， 本文控制了債券發(fā)行規(guī)模（Amount）、債券期限（Maturity）、債券擔保（Guar）、總資產(chǎn)收益率（Roa）、企業(yè)經(jīng)營風險（Vc）、財務杠桿（Lev）、流動資產(chǎn)比率（Curr）、每股盈利（Eps）、市賬比（MB）、企業(yè)性質(zhì)（Soe）、費用比例（Sga）、是否由“四大”審計（Big4）、公司規(guī)模（Size）、凈現(xiàn)金流（CF）、行業(yè)（Ind）、年份（Year）等因素。 相關變量及定義見表1。

（三）模型構(gòu)建

為了檢驗商譽減值對債券信用利差的影響， 借鑒林晚發(fā)等[15] 的研究方法， 同時為了減少反向因果導致的內(nèi)生性問題， 解釋變量和部分控制變量采用滯后一期的數(shù)據(jù)， 本文構(gòu)建如下OLS模型：

CSi，t=a0+a1GWIi，t-1+a2Amounti，t+

a3Maturityi，t+a4Guari，t+a5Roai，t-1+a6Vci，t-1+

a7Levi，t-1+a8Curri，t-1+a9Epsi，t-1+a10MBi，t-1+

a11Soei，t-1+a12Sgai，t-1+a13Big4i，t-1+a14Sizei，t-1+

a15CFi，t-1+Ind+Year+εi，t? ? ?（1）

五、實證結(jié)果分析

（一）描述性統(tǒng)計

表2列示了主要研究變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果。 為了得出更為可靠的研究結(jié)論， 本文采用債券發(fā)行利率減去同期銀行貸款利率（CS1）和債券到期收益率減去相同剩余期限國債無風險收益率（CS2）這兩種方法度量公司的債券信用利差。 CS1和CS2的均值分別為2.839和2.256， 中位數(shù)分別為 2.688和2.030， 這說明相對于同期銀行貸款利率和相同剩余期限國債無風險收益率， 公司債券整體上存在一定的違約風險， 從而體現(xiàn)出一定的風險溢價。 商譽減值損失金額占期末總資產(chǎn)百分比（GWI_A）的平均值為 0.020， 發(fā)生商譽減值損失（GWI_D）的樣本占總樣本的 11.90%。 各控制變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果具體見表2。

（二）相關性分析

根據(jù)主要變量全樣本Pearson相關系數(shù)分析結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)， CS1與CS2的相關系數(shù)為0.958， 說明兩個債券信用利差的代理變量具有很高的一致性。 商譽減值（GWI_A）與債券信用利差CS1和CS2的相關系數(shù)分別為0.126和0.117， 且均在1% 的水平上顯著， 初步說明商譽減值越多， 公司債券信用利差越大， 這與H1一致。 各變量的相關系數(shù)整體上小于0.5， VIF最大值為3.37， 平均為1.68， 由于CS1和 CS2是分別作為因變量和中介變量放入模型中進行回歸， 因此本文的模型不存在嚴重的多重共線性問題。 上述單變量分析結(jié)果基本與理論預期相符， 但還需控制其他變量進行多元回歸分析以獲得更為穩(wěn)健的研究結(jié)論。

（三）回歸結(jié)果分析

1. 商譽減值與債券信用利差。 運用模型（1）對因變量CSt與自變量GWI_At-1的關系進行檢驗。 表3中第（1）、（4）列報告了商譽減值對債券信用利差的影響。 結(jié)果顯示， 商譽減值變量GWI_At-1與債券信用利差變量CS1t和CS2t均在1%的水平上顯著正相關。 上述結(jié)果說明， 企業(yè)商譽減值損失越大， 債券信用利差越大， 結(jié)論支持了H1。 在控制變量方面， 債券發(fā)行規(guī)模、總資產(chǎn)收益率、流動資產(chǎn)比率、是否由“四大”審計、費用比例、公司規(guī)模、企業(yè)性質(zhì)與債券信用利差顯著負相關， 債券期限、債券擔保、財務杠桿與債券信用利差顯著正相關， 控制變量的回歸結(jié)果與以往研究文獻基本一致。

2. 產(chǎn)權(quán)性質(zhì)差異的影響。 本文將樣本公司劃分為國有企業(yè)與非國有企業(yè)進行分組檢驗， 結(jié)果如表3所示。 表3中第（2）、（3）列和第（5）、（6）列報告了產(chǎn)權(quán)性質(zhì)對商譽減值與債券信用利差關系的調(diào)節(jié)作用。 結(jié)果顯示， 商譽減值變量GWI_At-1與債券信用利差變量CS1t和CS2t的相關系數(shù)在國有企業(yè)組都不顯著， 而在非國有企業(yè)組均在5%的水平上顯著為正， 說明國有產(chǎn)權(quán)對公司的隱性擔保作用削弱了商譽減值與公司債券信用利差的正相關關系。 但在缺乏政府隱性擔保的前提下， 商譽減值與債券信用利差的正相關關系顯著成立， 這也意味著非國有上市公司的債券投資者更加關注債券發(fā)行主體的商譽減值信息， 從而規(guī)避和降低了財務風險給債券投資帶來的損失。

（四）進一步分析

商譽減值存在盈余管理動機[5] ， 企業(yè)的盈余管理行為加劇了借貸雙方的信息不對稱[16] ， 借貸雙方的信息不對稱又可能導致更高的風險繼而加大公司債券的信用利差。 因此可以得出推論： 商譽減值可以通過影響信息不對稱程度來影響公司債券的信用利差。

借鑒Pindado和Miguel[17] 的研究， 本文以發(fā)債企業(yè)無形資產(chǎn)占期末總資產(chǎn)的比重度量企業(yè)債券發(fā)行者與投資者之間的信息不對稱程度（Infoasym）， 無形資產(chǎn)占比越大， 信息不對稱程度越高。 借鑒溫忠麟等[18] 的研究， 構(gòu)建中介效應檢驗方程組如下：

Infoasymi，t=β0+β1GWIi，t-1+β2Control+εi，t

（2）

CSi，t=χ0+χ1GWIi，t-1+χ2Infoasymi，t-1+

χ3Control+εi，t? ?（3）

式（2）、（3）中， Control（控制變量）與式（1）中的控制變量相同。

本文采用依次檢驗法來分析商譽減值是否通過信息不對稱程度的中介作用對債券信用利差產(chǎn)生間接影響。 表4列示了信息不對稱程度在商譽減值影響債券信用利差中的中介效應檢驗結(jié)果。

首先， 由表3中第（1）列和第（4）列可知， GWI_At-1的系數(shù)均在1%的水平上顯著為正。 其次， 根據(jù)公式（2）對中介變量Infoasymt-1與自變量商譽減值GWI_At-1的關系進行檢驗， 結(jié)果列示于表4中第（3）列。 可以發(fā)現(xiàn)， GWI_At-1對中介變量Infoasymt-1的系數(shù)在5%的水平上顯著為正， 說明商譽減值加劇了發(fā)債公司與投資者之間的信息不對稱。 最后， 根據(jù)公式（3）對因變量CS1t、CS2t與自變量GWI_At-1和中介變量Infoasymt-1的關系進行檢驗。 表4中第（1）、（2）列結(jié)果顯示， 無論是用CS1t還是CS2t來度量債券信用利差， 在加入中介變量Infoasymt-1后， GWI_At-1的系數(shù)仍顯著為正， Infoasymt-1的系數(shù)均在5%的水平上顯著為正， 且GWI_At-1的系數(shù)和t值均小于表3第（1）列和第（4）列中GWI_At-1的系數(shù)和t值。 根據(jù)上述結(jié)果， 信息不對稱程度（Infoasym）在商譽減值對債券信用利差的影響中起到了部分中介作用。

（五）穩(wěn)健性檢驗

1. 商譽減值度量方式的改變。 借鑒盧煜、曲曉輝[5] 的研究， 采用商譽減值損失的虛擬變量（GWI_Dt-1）度量商譽減值來進行穩(wěn)健性檢驗。 依次對前文主要回歸分析進行穩(wěn)健性檢驗， 表5報告的實證檢驗結(jié)果與前文研究結(jié)論保持一致。

2. 工具變量法。 鑒于商譽減值和債券信用利差之間的關系可能受到內(nèi)生性問題的干擾， 本文利用工具變量法進行進一步檢驗。 參考傅超等[19] 的做法， 選取同年度同地區(qū) （Mean_GWI_Aprot-1）和同年度同行業(yè)（ Mean_GWI_Aindt-1）其他公司商譽減值的均值作為商譽減值的工具變量。 本文對模型（1）的內(nèi)生性問題和弱工具變量問題進行檢驗， F統(tǒng)計量為21.44（超過10）， 調(diào)整的偏 R2為0.11， 最小特征統(tǒng)計量為71.28， 高于15%的臨界值11.59， 表明弱工具變量問題并不存在; 對工具變量的過度識別問題進行檢驗， 以CS1t和CS2t作為因變量的工具變量過度識別問題檢驗得到卡方值分別為0.27（p=0.60>0.10）和0.037（p=0.85>0.10）， 表明過度識別檢驗的Sargan統(tǒng)計值不能拒絕“工具變量外生”的假設。 以上檢驗結(jié)果說明， 本文選取的工具變量是合適的。

表6列示了兩階段回歸的結(jié)果， 從第（1）列第一階段的回歸結(jié)果可以看出， 同行業(yè)和同地區(qū)的其他公司商譽減值與樣本公司商譽減值在1%的水平上顯著正相關， 第（2）列第二階段的回歸結(jié)果顯示， 商譽減值GWI_At-1對債券信用利差CS1t和CS2t均在5%的水平上存在顯著正向影響。 因此， 內(nèi)生性問題沒有對主要研究結(jié)論產(chǎn)生實質(zhì)性影響， 本文的實證結(jié)果保持高度穩(wěn)健。

3. 傾向得分匹配（PSM）分析。 為了控制商譽減值的樣本自選擇問題， 本文使用傾向得分匹配 （PSM）分析來解決樣本自選擇可能帶來的內(nèi)生性問題。 使用最近鄰匹配法， 為有商譽減值的企業(yè)一對四配對出無商譽減值的企業(yè)， 同時采用半徑匹配法和核匹配法為處理組企業(yè)進行匹配。 本文以債券發(fā)行規(guī)模（Amount）、債券期限（Maturity）、債券擔保（Guar）、總資產(chǎn)收益率（Roa）、企業(yè)經(jīng)營風險（Vc）、財務杠桿（Lev）、流動資產(chǎn)比率（Curr）、每股盈利（Eps）、市賬比（MB）、企業(yè)性質(zhì)（Soe）、費用比例（Sga）、是否由“四大”審計（Big4）、公司規(guī)模（Size）、凈現(xiàn)金流（CF）、行業(yè)（Ind）及年份（Year）作為匹配變量。

商譽減值對債券信用利差影響的PSM處理效應如表7所示， 匹配后的平均處理效應顯著， 表明控制商譽減值樣本自選擇問題后， 商譽減值與上市公司債券信用利差仍存在顯著的正相關關系， 說明本文的主要研究結(jié)論是穩(wěn)健的。

4. Change模型分析。 本文考察的是商譽減值對公司債券信用利差的影響， 債券信用利差更多的是指債券信用利差的變化， 以前的研究基本上忽略了債券之前的信用利差， 這可能導致有偏差的結(jié)果。 為使文章結(jié)論更為穩(wěn)健， 采用公司債券信用利差的變化值△CS1和△CS2來衡量債券信用利差， 檢驗結(jié)果如表8所示。 可以看出， 本文的結(jié)論依然穩(wěn)健。

5. 控制可能的遺漏變量。 已有研究表明， 利息保障倍數(shù)（Coverage）和兩權(quán)分離度（Right_sep）[20] 等因素也會影響公司債券信用利差。 本文在模型（1）中增加利息保障倍數(shù)（Coverage）和兩權(quán)分離度（Right_sep）兩個控制變量以避免遺漏變量造成的影響。 穩(wěn)健性檢驗的結(jié)果列示于表9。

表9的結(jié)果顯示， 在控制利息保障倍數(shù)（Coverage）和兩權(quán)分離度（Right_sep）的影響之后， 研究結(jié)論依然穩(wěn)健。

六、研究結(jié)論

本文以2007 ～ 2017年滬深兩市發(fā)行的公司債券為研究樣本， 考察了商譽減值與債券信用利差之間的關系。 研究發(fā)現(xiàn)：①上市公司商譽減值與債券信用利差之間存在顯著的正相關關系， 即商譽減值越多， 債券的信用利差越大。 ②商譽減值對債券信用利差的正向影響， 在民營企業(yè)中比在國有企業(yè)中更顯著。 ③商譽減值除直接影響債券信用利差外， 還會通過加劇公司信息不對稱來增加債券的信用利差。 本文的研究有助于理解我國商譽減值推升信用風險的機理， 促進上市公司關注商譽減值的風險， 從而幫助企業(yè)控制債券信用利差， 降低債券融資成本。

基于本文的研究結(jié)論可以得到的理論啟示是：商譽減值被債權(quán)人視為負面信號， 債權(quán)人傾向于要求更高的風險溢價補償。 債權(quán)人在進行國有企業(yè)債券風險補償決策時沒有有效地利用商譽減值信息， 在進行非國有企業(yè)債券風險補償決策時考慮了商譽的減值信息。

基于本文研究結(jié)論提出的政策建議是：商譽減值信息會影響利益相關者的決策行為， 上市公司要關注商譽減值信息給企業(yè)債券融資帶來的負面影響， 分析商譽減值的原因， 從源頭上做好管控。 債權(quán)人要關注企業(yè)商譽減值可能帶來的風險。 由于商譽減值的可操縱性和不可核實性， 債權(quán)人要多關注有商譽企業(yè)是否利用并購進行業(yè)績操控， 是否有商譽減值的跡象， 降低信息不對稱導致的代理成本的增加， 保證貸款本息的安全。

本文存在以下局限：第一， 限于研究主題， 本文沒有檢驗商譽減值影響債券信用利差的其他路徑， 例如債券信用評級等。 第二， 本文沒有關注不同經(jīng)營資產(chǎn)結(jié)構(gòu)的商譽減值對債券信用利差的影響。 這些均可以成為后續(xù)進一步研究的主題。

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【基金項目】國家社會科學基金重點項目“雙重成本約束下企業(yè)集團管理控制模式選擇機理及方法研究”（項目編號：

19AGL014）;國家社會科學基金項目“租值耗散視角下的集團管理控制模式選擇研究”（項目編號：18BGL092）

【作者單位】1.淮陰師范學院經(jīng)濟與管理學院， 江蘇淮安 223300;2.東北財經(jīng)大學會計學院/中國內(nèi)部控制研究中心， 大連

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