嚴漢民 陳夢 梁燕

【摘 要】 選取2014—2018年的A股上市公司為樣本數(shù)據(jù)，實證研究了高管特征與企業(yè)并購超額商譽之間的關(guān)系，以及盈余管理動機下高管特征對后續(xù)商譽減值計提的影響。研究發(fā)現(xiàn)：高管團隊平均年齡、團隊穩(wěn)定性、具有財務(wù)背景的高管人員占比以及非國有企業(yè)團隊規(guī)模都可以有效抑制商譽泡沫的產(chǎn)生，其中高管團隊的穩(wěn)定性會直接負向影響商譽減值的計提，團隊規(guī)模和平均年齡可以有效抑制企業(yè)盈余管理動機下增加商譽減值的行為，具有財務(wù)背景的高管人員占比在有無盈余管理動機下對商譽減值的影響均不顯著。根據(jù)實證分析結(jié)果，提出合理配置高管團隊、控制高管人員流動性、加強市場對并購事項的監(jiān)管等相關(guān)建議。

【關(guān)鍵詞】 高管特征; 超額商譽; 商譽減值; 盈余管理動機

【中圖分類號】 F276? 【文獻標識碼】 A? 【文章編號】 1004-5937（2021）07-0093-08

一、引言

近幾年市場并購活躍，合并商譽占總資產(chǎn)的比例越來越高，尤其在2014—2016年更是爆發(fā)式增長，高溢價并購成為一種普遍現(xiàn)象。統(tǒng)計數(shù)據(jù)顯示2018年上市公司商譽約達1.3萬億元，其中有26家上市公司的商譽超過其凈資產(chǎn)總額。隨著業(yè)績承兌期的臨近，商譽減值風險也逐漸顯露，致使商譽爆雷成為2018年年報期間業(yè)界最大的“黑天鵝”事件，直接影響了正常的市場秩序，同時也給公司未來經(jīng)營埋下了巨大隱患。2018年11月16日證監(jiān)會發(fā)布了《會計監(jiān)管風險提示第8號——商譽減值》，2019年1月4日財政部會計準則委員會發(fā)布《關(guān)于咨詢委員對會計準則咨詢論壇部分議題文件的反饋意見》對商譽及其減值進行了討論，進一步引起了實務(wù)界和理論界對商譽問題的重視。商譽的特殊性在于它產(chǎn)生于并購價格與被并方可辨認凈資產(chǎn)公允價值的差額，其本質(zhì)是在未來期間可以為企業(yè)經(jīng)營帶來超額收益的潛在經(jīng)濟價值。商譽減值測試的復(fù)雜性以及會計準則允許的會計政策選擇權(quán)使其初始價值確認和后續(xù)計量都具有很大程度的主觀性和不確定性，為高管留下了較大的盈余管理空間。目前，大多數(shù)學者的研究集中在并購事后商譽的后續(xù)計量方法探究方面，對事前商譽初始確認階段的研究較少，并且國內(nèi)文獻很少從高管的盈余管理動機視角研究商譽減值。因此本文通過A股上市公司數(shù)據(jù)實證檢驗了高管特征和超額商譽之間的關(guān)聯(lián)性，試圖從源頭上解決巨額商譽產(chǎn)生問題，同時從事后角度探究在盈余管理動機下高管特征對商譽減值計提的影響，以期防范企業(yè)委托代理問題，提高并購前對商譽價值評估的可靠性以及并購后商譽減值會計信息的準確性。

二、文獻回顧與研究假設(shè)

（一）文獻回顧

關(guān)于商譽的研究，目前大多學者集中在商譽后續(xù)的計量方法選擇和商譽減值損失上，如Chalmers認為相比于商譽攤銷法，商譽減值測試法能更加真實地反映企業(yè)的運營情況[ 1 ]。但是對商譽產(chǎn)生的原因研究較少，有學者認為商譽減值受到了公司股票價格、債務(wù)契約等經(jīng)濟因素的影響。事實上，影響商譽的因素很復(fù)雜，王秀麗[ 2 ]在排除經(jīng)濟因素之后發(fā)現(xiàn)人的因素更加重要。因為商譽的形成和減值計提都在很大程度上依賴于高管的職業(yè)自主判斷，這種專業(yè)判斷空間成為并購風險的“蓄水池”，也為其提供了更多的盈余管理空間?！案唠A理論”認為管理層的背景特征會直接或間接影響其行為方式[ 3 ]，高管可能由于過度自信，盲目進行并購擴張，并購與企業(yè)戰(zhàn)略目標不符、整合難度大的目標企業(yè)，從而造成商譽泡沫[ 4 ]。也有研究發(fā)現(xiàn)高管可能為了與被并購方合謀達成利益上的輸送，有意進行高溢價，在賬面上確認高額商譽[ 5 ]。同樣的，企業(yè)高管對商譽的減值計提也具有一定的自由裁量權(quán)，因此高管特征和商譽減值之間存在一定的關(guān)系[ 6 ]，許多學者認為高管會出于盈余管理動機操縱商譽后續(xù)減值的金額[ 7-10 ]，具體分為“盈余平滑”動機和“洗大澡”動機?！坝嗥交眲訖C是指高管為了使經(jīng)營企業(yè)展現(xiàn)出平穩(wěn)的盈利趨勢，傾向于在企業(yè)盈利較多時計提較多的費用和資產(chǎn)減值，相反則計提較少的費用[ 11 ]。因此企業(yè)在比較有利的環(huán)境下傾向于計提較多商譽減值，當企業(yè)面臨退市風險的時候，管理層會減少商譽減值額。“洗大澡”動機是指在企業(yè)必須報告虧損的年度，企業(yè)高管則傾向于計提較多的資產(chǎn)減值損失，夸大當期虧損額以保證后續(xù)年度的扭虧為盈，即當公司業(yè)績出現(xiàn)虧損時會計提更多的商譽減值準備[ 12 ]，并且虧損企業(yè)在未來更可能表現(xiàn)出更好的盈利能力。但也有學者研究表明合理的高管團隊配置可以提高公司治理水平，有效抑制企業(yè)的盈余管理和管理者的利己行為[ 13 ]。

（二）研究假設(shè)

一般而言，大規(guī)模的高管團隊包括更多具有專業(yè)知識和經(jīng)驗豐富的成員，每個成員不同的風險偏好和價值取向會使他們在進行企業(yè)并購時為達成一致決定而反復(fù)磋商，使最終確定的并購價格趨于合理，不易形成商譽泡沫。另外，大規(guī)模的高管團隊代表著更多股東的利益，高管權(quán)力可以得到有效制衡，從而使披露的信息質(zhì)量更高，盈余管理水平通常也較低[ 14 ]。因此本文根據(jù)以上分析提出假設(shè)一：

H1a：企業(yè)并購產(chǎn)生的超額商譽與高管團隊規(guī)模呈負相關(guān);

H1b：在企業(yè)具有盈余管理動機下，規(guī)模較大的高管團隊會計提較少的商譽減值。

年齡是重要的人口特征之一，不同年齡的人其風險偏好、閱歷、成熟度和認知能力等方面會有很大差異。年齡較大的高管更傾向于保守經(jīng)營和風險規(guī)避，因而在企業(yè)并購中會考慮更多的并購風險[ 15 ]。另外，年齡較大的高管經(jīng)驗豐富，人脈廣闊，因此可以全面審核被并購公司并有能力對企業(yè)合并后的整合績效進行合理預(yù)判，使并購價格更加合理。年輕高管往往傾向于激進型決策，對并購后的績效持樂觀態(tài)度，更愿意承擔較大的風險。同時年輕高管更迫切希望證明自己的價值和能力，可能會通過高溢價并購提升公司短期業(yè)績，從而更容易在企業(yè)并購過程中確認高額商譽，形成商譽泡沫。王福勝研究發(fā)現(xiàn)企業(yè)高管年齡越大，盈余管理水平越低，這是因為年齡較大的高管已經(jīng)具有一定的社會認可和財富積累，在企業(yè)經(jīng)營過程中更加看重的是聲譽維護而不是升職加薪，通過資產(chǎn)減值進行盈余管理追求個人利益的動機也較小[ 16 ]。因此根據(jù)以上分析，本文提出假設(shè)二：

H2a：企業(yè)并購產(chǎn)生的超額商譽與高管平均年齡呈負相關(guān);

H2b：在企業(yè)具有盈余管理動機下，年輕的高管團隊會計提較多的商譽減值。

高管團隊的行業(yè)認知度、工作經(jīng)驗和組織合作能力不僅受到年齡的限制，更受到團隊人員穩(wěn)定性的影響。高管團隊的穩(wěn)定性差，任職期限較短，更容易采取激進的措施追求短期利益;高管人員的頻繁更換造成的管理沖突和組織協(xié)調(diào)困難可能會導(dǎo)致并購與企業(yè)戰(zhàn)略目標不符的企業(yè)以及并購后整合管理不當?shù)葐栴}。這些情況都可能造成商譽泡沫的產(chǎn)生。另外，新任高管具有通過盈余管理將不良業(yè)績推卸給上一任高管的動機[ 17 ]，因而可能會提取更多的商譽減值準備。由此提出假設(shè)三：

H3a：企業(yè)并購產(chǎn)生的超額商譽與高管團隊穩(wěn)定性差異呈正相關(guān);

H3b：在企業(yè)具有盈余管理動機下，穩(wěn)定性較差的高管團隊會計提較多的商譽減值。

具有財務(wù)背景的高管成員對不確定性事件的容忍度較低[ 18 ]，傾向于穩(wěn)健型戰(zhàn)略決策。相比于不具有財務(wù)背景的高管而言，更加全面專業(yè)的背景知識使他們能理性權(quán)衡企業(yè)并購重組活動的利弊并有能力合理評估被并購企業(yè)價值，可以有效抑制商譽泡沫的產(chǎn)生。具有財務(wù)背景的高管擁有更加系統(tǒng)的財會、審計及稅務(wù)等方面的知識，從而具有較高的盈余操縱能力，更有可能通過增加商譽減值來粉飾公司財務(wù)報表。由此提出假設(shè)四：

H4a：企業(yè)并購產(chǎn)生的超額商譽與高管團隊有財務(wù)背景成員占比呈負相關(guān);

H4b：在企業(yè)具有盈余管理動機下，有財務(wù)背景成員占比較多的企業(yè)會計提較多的商譽減值。

三、研究設(shè)計

（一）樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文研究樣本為2014—2018年我國滬深兩市的全部A股上市公司。為保證數(shù)據(jù)有效性，對所選取樣本進行以下篩選：（1）剔除所有2013年之后上市的公司;（2）剔除所有金融類上市公司;（3）剔除商譽賬面價值和商譽減值本期發(fā)生額均為零的樣本;（4）剔除其他數(shù)據(jù)不全的樣本;（5）為消除極端值影響，對連續(xù)變量數(shù)據(jù)進行了1%和99%分位的Winsorize縮尾處理。經(jīng)過上述篩選，本文最終獲得8 736個有效樣本。相關(guān)高管特征數(shù)據(jù)和財務(wù)數(shù)據(jù)來自CSMAR數(shù)據(jù)庫以及上市公司財務(wù)報表附注和手工收集。

（二）變量定義

1.商譽（GW）

參照張新民等[ 19 ]的方法，根據(jù)證監(jiān)會2012年發(fā)布的《上市公司行業(yè)分類指引》來確定所涉及的行業(yè)，將商譽及其減值分行業(yè)統(tǒng)計，以每年企業(yè)商譽的賬面價值減去該企業(yè)所在行業(yè)當年的商譽平均值再除以總資產(chǎn)作為超額商譽（GWA）。另參照陸正華等[ 12 ]的研究，并購商譽減值比例（GWLoss）依據(jù)財務(wù)報表附注中商譽項目進行整理得到，是公司本年度商譽減值的金額與期初商譽余額的比值。

2.高管團隊特征（Management）

本文對高層管理團隊的界定是將CSMAR數(shù)據(jù)庫“公司研究系列”中“人物特征”下“董監(jiān)高個人特征文件”里“是否高管團隊成員”字段取值為1的納入研究范圍。根據(jù)前述研究假設(shè)，選取4個高管團隊特征的代理變量：高管團隊規(guī)模（Gsize）、高管平均年齡（Aage）、高管團隊穩(wěn)定性（Stability）、高管團隊中財務(wù)背景人員占比（FinB）。其中變量Stability采用標準差系數(shù)法，即采用各高管的任職期限標準差和任期均值的比計算得到，其值越大，說明高管團隊穩(wěn)定性越弱。

3.盈余管理動機（EMm）

以往研究發(fā)現(xiàn)高管會通過資產(chǎn)減值（包括商譽減值）來進行盈余管理，因此本文選取企業(yè)是否存在盈余管理動機作為研究高管特征和商譽減值之間的調(diào)節(jié)變量。本文參考盧煜和曲曉輝[ 9 ]的研究，當扣除商譽減值前凈利潤（除以年末總資產(chǎn)）為正，且其變動值高于所有正值的中位數(shù)時，認為企業(yè)存在盈余平滑動機（Smooth），Smooth取值為1，否則取值為0。當扣除商譽減值前凈利潤（除以年末總資產(chǎn)）為負，且其變動值低于所有負值的中位數(shù)時，認為企業(yè)存在“洗大澡”動機（Bath），Bath取值為1，否則取值為0。當Smooth或Bath中有一個值不為0時，認為企業(yè)存在盈余管理動機，EMm取值1，否則取0。

4.其他變量（Control）

本文借鑒高管特征以及商譽減值的相關(guān)研究，選取了公司規(guī)模（Size）、資產(chǎn)負債率（Debt）、公司成長性（Growth）、市值賬面比（MTB）以及年份（Year）和行業(yè)（Ind）共6個控制變量，具體見表1。

（三）模型設(shè)計

根據(jù)本文的研究內(nèi)容和研究目標，通過構(gòu)建以下三個模型來檢驗上文中提出的假設(shè)。

模型（1）用來解釋H1a—H4a，為了更好地考察高管各個特征變量對超額商譽產(chǎn)生的影響，在研究過程中，本文先將各個高管特征變量單獨代入模型進行獨立回歸，然后將各個解釋變量全部代入模型，分析高管特征對GWA的綜合影響。模型（2）用來解釋H1b—H4b。模型（3）是為了與模型（2）形成對比，更好地解釋盈余管理動機在高管特征與商譽后續(xù)減值計量之間的調(diào)節(jié)作用。

四、實證分析

（一）描述性統(tǒng)計分析

本文在數(shù)據(jù)庫中收集整理了上述選取的變量，并對研究變量進行了描述性統(tǒng)計分析，結(jié)果如表2。

從表2中可以得出在8 736個樣本數(shù)據(jù)中，GWA的中值和平均值都為負數(shù)，最大值為0.387，說明部分企業(yè)在并購活動中產(chǎn)生不合理的超額商譽。在剔除沒有計提過商譽減值和存在數(shù)據(jù)缺失值的企業(yè)后，GWLoss的統(tǒng)計樣本數(shù)量變成3 002個，說明很多企業(yè)在商譽的后續(xù)計量中未為其計提過減值，GWLoss的中位數(shù)為0，也說明我國上市公司普遍存在商譽減值不足的情況。在8 736個樣本數(shù)據(jù)中Gsize的最大值為53，最小值為8，經(jīng)過縮尾處理后分別為38和12，說明我國上市公司高管團隊規(guī)模差異較大，這可能和企業(yè)規(guī)模差異存在關(guān)系。高管平均年齡為49.52，說明高管人員普遍為中年人。高管中從事過財務(wù)相關(guān)背景職業(yè)的占比平均值為0.260，說明高管中具有財務(wù)經(jīng)驗的人員比例適中，這種人員結(jié)構(gòu)更加有利于企業(yè)的管理。高管團隊的穩(wěn)定性差異均值為0.653，說明高管團隊總體較為穩(wěn)定;但最大值為1.182，說明部分企業(yè)高管人員流動性偏大。另外值得注意的是Growth的最大值為417.2%，通過查閱報表發(fā)現(xiàn)這種異常增長是由企業(yè)當年度發(fā)生并購重組活動造成的，考慮到本文研究對象的特殊性，并未將此類樣本納入異常值刪除范圍。

（二）Pearson相關(guān)性分析

本文對各研究變量進行了相關(guān)性檢驗，結(jié)果如表3。根據(jù)Pearson相關(guān)系數(shù)分析，高管特征（包括團隊規(guī)模、平均年齡、財務(wù)背景以及高管團隊穩(wěn)定性）和超額商譽都存在不同程度的相關(guān)性，但是只有團隊穩(wěn)定性差異與財務(wù)背景人員占比和商譽減值存在顯著相關(guān)性。盈余管理動機與高管特征和商譽減值都存在顯著相關(guān)性，因此在盈余管理動機下的高管特征對商譽減值的影響有待進一步檢驗。另外從表中還可以看出所有相關(guān)系數(shù)均小于0.5，其中絕大部分相關(guān)系數(shù)小于0.3，可以基本排除本文研究設(shè)計模型的嚴重多重共線性問題。

（三）回歸分析

本文分別以模型（1）（2）（3）對事前高管特征與超額商譽的產(chǎn)生以及事后在盈余管理動機下高管特征與商譽減值之間的關(guān)系進行實證分析，結(jié)果見表4和表5。

從表4第（1）列可以看出高管團隊規(guī)模在0.05置信水平上與超額商譽顯著負相關(guān)，H1a得到驗證;從第（2）和（4）列可以看出高管平均年齡和高管中有財務(wù)經(jīng)驗背景的人員占比均與企業(yè)確認的超額商譽在0.01置信水平上顯著負相關(guān)，H2a和H4a得到檢驗。說明高管人數(shù)越多，年齡越大，高管中具有財務(wù)經(jīng)驗的人越多，越有利于企業(yè)在進行并購重組中對合并商譽的合理估值，可以有效減少超額商譽的產(chǎn)生。從第（3）列可以看出高管團隊的穩(wěn)定性差異在0.01的置信水平上與超額商譽顯著正相關(guān)，H3a得到實證支持，說明團隊人員的不穩(wěn)定，可能造成部分高管通過提高并購價格來提升企業(yè)的短期業(yè)績。從第（5）列可以看出本文所選的高管特征代理變量均在0.01的置信水平上與超額商譽顯著相關(guān)，并且聯(lián)合檢驗方程的調(diào)整后R2為0.403，F(xiàn)值為168.6，說明模型擬合效果較好，控制變量也全部通過顯著性檢驗，H1a—H4a再次得到驗證。

從表5可以看出，在5次檢驗中盈余管理動機均與商譽減值顯著正相關(guān)，說明企業(yè)會通過商譽減值來進行盈余操縱，本文的H1b—H4b假設(shè)前提條件得到證實。從第（1）、（2）和（5）列可以看出，高管團隊規(guī)模和平均年齡與商譽減值之間的關(guān)系并沒有通過顯著性檢驗，但是團隊規(guī)模和平均年齡與盈余管理動機的交互項均和商譽減值呈顯著負相關(guān)關(guān)系，說明較大的高管團隊規(guī)模和年齡較大的高管有助于抑制企業(yè)通過增加商譽減值進行盈余管理的行為，H1b和H2b得到實證檢驗。從第（3）和（5）列結(jié)果對比可以發(fā)現(xiàn)，高管團隊穩(wěn)定性在不考慮盈余管理動機影響下與商譽減值顯著正相關(guān)，在考慮盈余管理動機影響下與商譽減值間的關(guān)系反而未通過顯著性檢驗，H3b未得到實證支持。說明高管團隊人員的不穩(wěn)定，會使管理層更加注重短期收益，增加商譽減值的計提往往不只是因為企業(yè)具有盈余管理的需求，還可能是通過資產(chǎn)減值將責任推給前任高管以提升自身任職期間短期績效的手段。從第（4）和（5）列的結(jié)果對比中可以發(fā)現(xiàn)，具有財務(wù)背景的高管成員占比在有無盈余管理動機下對商譽減值均沒有顯著影響，H4b沒有得到驗證。這可能是由于有財務(wù)背景的高管可以更好地經(jīng)營管理企業(yè)，商譽發(fā)生減值的可能性較小，即使在企業(yè)具有盈余管理動機的情況下具有財務(wù)背景的高管也可以憑借系統(tǒng)的財會、審計及稅務(wù)等方面的知識通過多種手段和會計科目進行真實盈余管理，這與高子捷和王敏[ 18 ]的研究結(jié)論一致。

（四）穩(wěn)健性檢驗

為檢驗結(jié)論的可靠性，本文對事前超額商譽的產(chǎn)生和事后商譽的減值分別做了以下穩(wěn)健性測試：（1）更換超額商譽的計算方法，以每年企業(yè)商譽的賬面價值減去該企業(yè)所在行業(yè)當年商譽的中位數(shù)代替行業(yè)商譽均值除以總資產(chǎn)作為超額商譽（GWB），從表6的第（1）列可以看出檢驗結(jié)果和主檢驗結(jié)果無差異。（2）將樣本按照產(chǎn)權(quán)性質(zhì)分成兩組進行回歸，檢驗結(jié)果如表6的第（2）和（3）列，除國有企業(yè)高管團隊規(guī)模未通過顯著性檢驗之外，其他結(jié)果均與上文結(jié)論一致。本文猜測是由于國有企業(yè)規(guī)模通常比非國有企業(yè)大，資金較為雄厚，高管團隊人員過多，溝通協(xié)調(diào)易產(chǎn)生困難，會產(chǎn)生更大的委托代理問題[ 10 ]，導(dǎo)致無效監(jiān)督。（3）在模型（2）和模型（3）中以除商譽外的資產(chǎn)凈額規(guī)模代替企業(yè)資產(chǎn)規(guī)模（Size）作為新的控制變量重新進行回歸。（4）利用公式（4）代替標準差系數(shù)法重新計算團隊穩(wěn)定性。

其中：Mt表示公司第t年的高管總?cè)藬?shù);St表示在t年任職但在t+1年離任的高管人數(shù);Mt+1表示公司第t+1年的高管總?cè)藬?shù);St+1表示在t年不在職但在t+1年新任的高管人數(shù);Stability取值[0，1]，越接近于1，說明高管團隊越穩(wěn)定。

按照“洗大澡”和“盈余平滑”兩種不同的盈余管理動機將樣本分組，并重新回歸。以上穩(wěn)健性分析結(jié)果均與上文表5結(jié)論基本一致，說明模型較為穩(wěn)健。限于篇幅，未重復(fù)列示檢驗結(jié)果。

五、研究結(jié)論與建議

（一）結(jié)論

商譽是現(xiàn)代企業(yè)并購重組熱潮中產(chǎn)生的一項重要特殊資產(chǎn)，其初始確認和后續(xù)減值計量數(shù)額帶有很大的不確定性和主觀性。研究結(jié)果表明：高管團隊規(guī)模越大、平均年齡越大、團隊人員越穩(wěn)定、具有財務(wù)背景高管人員占比越多，并購形成的超額商譽越低，但是國有企業(yè)中高管團隊規(guī)模并不能有效減少商譽泡沫的形成;企業(yè)在具有盈余動機的情況下會增加商譽減值的計提，而高管團隊規(guī)模和平均年齡會抑制這種調(diào)節(jié)作用;高管團隊的穩(wěn)定性會直接影響商譽減值的計提，不受盈余管理動機的影響;具有財務(wù)背景的高管人員占比在有無盈余管理動機下對商譽減值均沒有顯著影響。在進行穩(wěn)健性檢驗之后，本文的研究結(jié)論依然成立。

（二）建議

1.考慮高管人員異質(zhì)性，按照規(guī)模、年齡、工作背景等合理配備高管團隊，將不同的價值觀融入到公司治理中，有利于提高企業(yè)整合能力，充分發(fā)揮高管團隊對商譽泡沫的抑制作用，減少企業(yè)通過商譽減值進行盈余管理的行為，有利于明確商譽的確認和減值對當期利潤的影響，提高會計信息質(zhì)量，避免誤導(dǎo)財務(wù)報表使用者的投資判斷。

2.控制高管人員流動，保持高管團隊穩(wěn)定性，完善高管激勵機制，使高管更加注重企業(yè)長期利益，提高企業(yè)盈余質(zhì)量，避免因高管團隊穩(wěn)定性差而導(dǎo)致的繼任高管追求個人利益、推卸責任發(fā)生的短期高價并購行為和盈余操縱行為。

3.嚴格監(jiān)管企業(yè)并購行為和商譽減值事項，制定嚴格的審計標準，將具有盈余管理動機和高管團隊人員頻繁變更的企業(yè)納入重點監(jiān)督范圍，避免管理者利用商譽這一項目操縱利潤、粉飾報表，從而可以從源頭上控制商譽泡沫的產(chǎn)生，在后續(xù)計量中減少商譽減值的爆雷，預(yù)防金融風險的發(fā)生，保持市場的持續(xù)有效性。

【參考文獻】

[1] CHALMERS K G， GODFREY J M， WEBSTER J C. Does a goodwill impairment regime better reflect the underlying economic attributes of goodwill？[J].Accounting & Finance，2014，51（3）：634-600.

[2] 王秀麗.合并商譽減值：經(jīng)濟因素還是盈余管理？——基于A股上市公司的經(jīng)驗證據(jù)[J].中國注冊會計師，2015（12）：56-61.

[3] 池國華，楊金，鄒威.高管背景特征對內(nèi)部控制質(zhì)量的影響研究：來自中國A股上市公司的經(jīng)驗證據(jù)[J].會計研究，2014（11）：67-74，97.

[4] MALMENDIER U， TATE G， YAN J.Overconfidence and early-life experiences：the effect of managerial traits on corporate financial polocies[J].The Journal of Finance，2011，66（5）：1687-1733.

[5] 陶萍，彭曉潔.管理層權(quán)力、股權(quán)集中度與并購商譽[J].會計之友，2019（23）：38-44.

[6] 黃莉媛，易顏新.管理者過度自信對應(yīng)計及真實盈余管理影響研究[J].生產(chǎn)力研究，2017（12）：152-156.

[7] 丁友剛.企業(yè)合并會計方法：問題、爭論與選擇[J].會計研究，2004（3）：68-72.

[8] ALVES S. The association between goodwill impairment and discretionary accruals：portuguese evidence[J].Journal of Accounting Business & Management，2013，20（2）：84-98.

[9] 盧煜，曲曉輝.商譽減值的盈余管理動機：基于中國A股上市公司的經(jīng)驗證據(jù)[J].山西財經(jīng)大學學報，2016，38（7）：87-99.

[10] 劉愛明，黃媛媛.董事會特征、審計師聲譽對商譽減值影響的實證研究[J].中國注冊會計師，2019（5）：33-38.

[11] GINER B， PARDO F. How ethical are managers' goodwill impairment decisions in spanish-listed firms？[J].Journal of Business Ethics，2015，132（1）：21-40.

[12] 陸正華，戴其力，馬穎翩.上市公司合并商譽減值測試實證研究：基于盈余管理的視角[J].財會月刊，2010（4）：3-6.

[13] DOYLE J， GE W， MC VAY S. Accruals quality and internal control over financial reporting[J].The Accounting Review，2007，82（5）：1141-1170.

[14] 楊志強，王華.公司內(nèi)部薪酬差距、股權(quán)集中度與盈余管理行為：基于高管團隊內(nèi)和高管與員工之間薪酬的比較分析[J].會計研究，2016（4）：33-42.

[15] BARKER V L， MUELLER G C. CEO characteristics and firm R&D spending[J]. Management Science，2002，48（6）：782-801.

[16] 王福勝，程富.管理防御視角下的CFO背景特征與會計政策選擇：來自資產(chǎn)減值計提的經(jīng)驗證據(jù)[J].會計研究，2014（12）：11-19.

[17] 林永堅，王志強，李茂良.高管變更與盈余管理：基于應(yīng)計項目操控與真實活動操控的實證研究[J].南開管理評論，2013，16（1）：4-14.

[18] 高子捷，王敏.高管團隊特征、內(nèi)部控制與盈余管理[J].會計之友，2019（1）：106-112.

[19] 張新民，卿琛，楊道廣.內(nèi)部控制與商譽泡沫的抑制：來自我國上市公司的經(jīng)驗證據(jù)[J].廈門大學學報（哲學社會科學版），2018（3）：55-65.