王晶晶 李貞如 袁藝涵

（上海大學，上海 200444；河南財經(jīng)政法大學 450000）

由我國上市公司井噴式并購誘發(fā)的一次性大額商譽減值計提，已成為導致其業(yè)績變臉的“罪魁禍首”之一。截止2020年底，A股市場51.49%的上市公司存在商譽，總額高達1.18萬億（如圖1所示）。高額商譽所帶來的頻發(fā)商譽減值引發(fā)資本市場暴雷現(xiàn)象。2020年A股市場共有792家上市公司計提商譽減值，累計金額達1209億元（如圖2所示）。商譽在后續(xù)確認過程中較強的主觀性與不可證實性，增強了管理層進行盈余管理以增加私有收益的動機，從而減弱了公司價值信息的傳遞。為此，不僅財政部就加強商譽減值審計監(jiān)管工作做出部署，證監(jiān)會也在《上市公司年報會計監(jiān)管報告》中提及商譽減值計提問題。

圖1 2010—2019年A股商譽金額（億元）

圖2 2010—2019年A股商譽減值金額（億元）

為此，本文以2007—2018年我國A股非金融類上市公司為樣本，研究上市公司商譽、機構投資者與股價同步性三者的關系。與以往文獻相比，本文通過實證檢驗商譽、商譽減值的披露是更多地提供了公司“特質信息”還是“噪聲”，豐富了會計特質信息對股價同步性影響的相關文獻；此外，還研究了機構投資者持股的影響，為上市公司引入機構投資者提供思路；最后，為監(jiān)管部門進一步加強商譽資產(chǎn)全鏈條監(jiān)控、規(guī)范資本市場，和為上市公司改善公司治理水平、提高信息披露質量提供借鑒。

1 文獻回顧與研究假設

1.1 文獻回顧

股價同步性（下文簡稱R2）是反映資本市場運行效率差別的重要指標，起源于Sharpe（1964）的CAPM模型，形成于Roll（1988）的獨特視角，發(fā)展于Morck（2000）的跨國比較。較低的股價同步性究竟反映公司特質信息還是噪聲，是當今學者爭議較大且著墨較多的地方，逐步形成了信息效率學派與非理性行為學派兩大學派。

信息效率說認為股價中融入的公司特質信息越多，公司股價同步性水平越低（Morck，2000）。從信息經(jīng)濟學角度解釋，當公司信息透明度較低時，外部投資者獲取私有信息成本的提高，會促使其混同對待所有公司，減少搜集公司特質信息耗費的時間與成本，導致市場變化影響股價變動，最終出現(xiàn)“檸檬市場”結果。許多學者基于“信息效率說”，探索了其他影響股價同步性的因素，包括公司治理、政治關系、分析師、機構持股、媒體報道等。

非理性行為學派研究支持“噪聲說”。“噪聲說”認為，在噪聲較多的市場中，股票價格的波動主要受噪聲影響，股價同步性正向反映信息市場效率。West發(fā)現(xiàn)噪聲會使單個股票價格的波動性遠超公司基本面波動性和貼現(xiàn)率波動性所能解釋的程度。王亞平等、周林潔認為像中國這樣的新興市場，較高的股價同步性是由投資者處理信息時的行為偏誤或是公司層面的不確定性導致。史龍等認為股票市場“噪聲”會降低股價反映公司特質信息的能力，進而表現(xiàn)為較高的股價同步性。

1.2 研究假設

1.2.1 商譽與股價同步性

商譽是公司對外披露的特質信息，從我國會計準則規(guī)定來看，并購時倒擠出的商譽金額與實際價值之間存在的誤差，使商譽資產(chǎn)的初始確認金額具有較大泡沫。其后續(xù)計量過程中也存在較強的不可證實性，這都加大了管理層的機會主義行為。Osborn認為確認超額商譽的動機在公司內部確實存在。因此，雖然商譽信息可以增加公司特質信息的披露，但由于我國并購市場中噪音較大，且商譽在確認、計量以及后續(xù)的減值計提中還存在諸多缺陷。管理層可能利用商譽進行判斷性操作，導致披露的商譽信息質量較低，進一步增加了市場噪聲，使股價反映公司特質商譽信息的能力降低，表現(xiàn)為較高的股價同步性。據(jù)此，本文提出如下假設：

H1：在控制其他因素的情況下，相較于未擁有商譽資產(chǎn)的公司，擁有商譽資產(chǎn)的公司股價同步性更高。

1.2.2 商譽減值與股價同步性

商譽減值是企業(yè)管理層對特定資產(chǎn)組未來盈利能力惡化的判斷，在一定程度上可以提供決策有用信息；但在實際處理過程中，由于商譽減值的可驗證性較低、商譽減值的計提具有較大技術與監(jiān)管缺陷，管理層具有較大的選擇權與偏誤空間，企業(yè)很可能出于各種動機（如提高利潤、平滑利潤或“洗大澡”動機），多計、少計或推遲計提商譽減值。因此，由于商譽減值測試的復雜性和主觀性，公司在操作過程中出現(xiàn)的不專業(yè)或盈余管理行為，會降低企業(yè)特質信息的披露質量，增加股價中的噪聲，導致股價反映公司特質信息的能力變差，進而提高了股價同步性。據(jù)此，本文提出如下假設：

H2：在控制其他因素的前提下，相較于當年未計提商譽減值的公司，當年計提商譽減值的公司，其股價同步性更高。

商譽減值缺乏可驗證性。商譽減值金額較小時，商譽中含有大量泡沫，且管理層利用商譽減值進行盈余管理的空間較大，商譽減值金額這一信息噪聲較大，導致商譽減值金額與股價同步性同向變動；商譽減值增加到一定金額時，會引起市場監(jiān)管層及公司利益相關者的重視、監(jiān)督，降低了管理層通過商譽減值進行盈余管理的便利性。此時披露的商譽減值信息包含的盈余管理行為和市場噪聲降低。再者，大額的商譽減值會將并購時產(chǎn)生的“超額泡沫”和商譽資產(chǎn)中的噪聲減掉，提高商譽減值金額這一信息的有用性，導致商譽減值金額與股價同步性轉變?yōu)樨撓蜃兓?jù)此，本文提出如下假設：

H3：在控制其他因素的前提下，商譽減值金額與股價同步性呈倒“U”型關系。

1.2.3 商譽、機構投資者與股價同步性

隨著我國資本市場的不斷完善，機構投資者逐漸成長為金融市場的重要成員。相較個人投資者盲目跟風等非理性行為，機構投資者在信息獲取、分析和判斷方面更加專業(yè)（Kabir、Rahman），能更準確地分析上市公司內部特質信息，更有效地識別股價的信息與噪聲。公司特質信息也會由其投資行為傳遞給廣大投資者，進而影響公司股價變動。Li、Tee＆Chwee、張亦弛均發(fā)現(xiàn)機構投資者持股與股價同步性之間密切相關，且機構投資者持股類型也對股價同步性產(chǎn)生影響。

此外，機構投資者進入公司之后，隨著其持股比例的增加，投入的成本和承擔的風險也顯著增加，其會改變以往“用腳投票”的方式，在公司治理上投入更多精力，監(jiān)督公司更合理地計量商譽、更穩(wěn)健地計提商譽減值準備，降低公司管理層利用商譽進行盈余管理的動機，從而使公司商譽特質信息披露更加準確、透明，增加股價信息含量。基于以上分析本文提出如下假設：

H4：在控制其他相關因素的情況下，有無商譽與股價同步性的正相關關系隨著機構投資者持股比例的增高而減弱；

H5：在控制其他相關因素的情況下，有無商譽減值與股價同步性的正相關關系隨著機構投資者持股比例的增高而減弱；

H6：在控制其他相關因素的情況下，商譽減值金額與股價同步性的倒“U”型關系隨著機構投資者持股比例增高而減弱。

2 研究設計

2.1 樣本選擇

2007年我國新企業(yè)會計準則要求至少在年末對商譽進行減值測試。因此，本文選取我國2007—2018年A股非金融類上市公司作為初始樣本，數(shù)據(jù)來自Csmar與Wind數(shù)據(jù)庫。對樣本進行如下處理：（1）剔除金融類上市公司；（2）剔除數(shù)據(jù)存在缺失的觀測值；（3）剔除ST與*ST的上市公司；（4）剔除年度個股周收益率不足30個觀測值的樣本，共得到25583個有效數(shù)據(jù)。

2.2 變量選取

2.2.1 被解釋變量

本文采用考慮市場收益和行業(yè)因素的模型，將調整擬合優(yōu)度Sync作為度量股價同步性的指標。模型如下：

其中Rit為i股票在t時的收益率，Rmt為市場在t時的收益率，Rjt為i股票所屬的j行業(yè)在t時的行業(yè)收益率。εit是基于公司自身特有信息產(chǎn)生的隨機擾動項。當股價受到公司信息影響較多時，εit會增大，R2會減小。

將R2取對數(shù)得到被解釋變量Sync：

2.2.2 解釋變量

參考王文姣等的做法，以Ogw衡量第t期期末該公司有無商譽資產(chǎn)，以Ogwi衡量第t期期末該公司是否計提商譽減值，以Gwi衡量第t期期末該公司計提的商譽減值金額，且對減值金額進行總資產(chǎn)標準化處理。

2.2.3 調節(jié)變量

選取年末機構投資者持股數(shù)占總股本的比例來度量機構投資者持股比例（Occu）。

2.2.4 控制變量

除商譽、機構投資者的影響，公司本身特征也會影響股價同步性。本文參考大多數(shù)學者研究股價同步性的成果，選取如下變量，其中行業(yè)變量包含剔除金融業(yè)的17個變量，各變量定義如表1。

表1 變量定義

2.3 模型構建

本文設定模型（3）—模型（7），對研究假設進行檢驗：

3 實證結果分析

3.1 描述性統(tǒng)計

表2報告了變量描述性統(tǒng)計的結果。我國股價同步性（Sync）均值（-0.387）明顯高于發(fā)達國家水平，表明資本市場發(fā)展有待進一步提升；標準差過大（0.915）說明企業(yè)間存在明顯差異。機構投資者（Occu）平均持股比例為37.09%，表明我國機構投資者雖起步較晚，但發(fā)展迅猛，持股比例達較高水平，已成為資本市場重要力量。此外，機構投資者最小、最大持股比例為0.5%、87.56%，說明機構投資者在上市公司參與度上有很大差異。

表2 變量描述性統(tǒng)計

3.2 相關性分析

表3列示各變量的Pearson相關系數(shù)及顯著性水平。從表中可以看出，有無商譽與股價同步性在1%的水平上顯著正相關，說明有商譽的公司比沒有商譽的公司股價同步性更高，初步驗證了假設一；有無商譽減值、商譽減值金額與股價同步性在5%的水平上顯著正相關，說明有商譽減值的公司比沒有商譽減值的公司股價同步性更高，初步驗證了假設二。而商譽減值金額與股價同步性的倒“U”型關系、機構投資者持股比例對上述關系的影響都有待進一步回歸結果的檢驗。

表3 變量的相關性分析

3.3 回歸分析

表4列示了商譽與股價同步性的回歸結果。

表4 商譽、商譽減值回歸結果

第（1）列Ogw的系數(shù)在1%的水平上顯著為正，表明有商譽的公司，其股價同步性要高于沒有商譽的公司，假設1得到驗證。

第（2）列Ogwi的系數(shù)在5%的水平上顯著為正，表明計提商譽減值的公司，其股價同步性要高于沒有計提商譽減值的公司，假設2得到驗證。

第（3）列Gwi回歸系數(shù)為正、Gwi2回歸系數(shù)顯著為負，這表明商譽減值金額與股價同步性呈倒“U”型關系，驗證了假設3。

表5列示了商譽、機構投資者持股比例與股價同步性的回歸結果。第（1）列Ogw與Occu、第（2）列Ogwi與Occu交乘項的回歸系數(shù)都顯著為負，這表明隨著機構投資者持股比例的增加，有無商譽、有無商譽減值與上市公司股價同步性的正相關關系逐步減弱，驗證了假設4和假設5。

表5 商譽、機構投資者與股價同步性

第（3）列中Gwi與Occu、Gwi2與Occu的交乘項回歸系數(shù)并不顯著，表明現(xiàn)階段我國機構投資者對上市公司商譽減值操縱行為的識別還存在不足，它只關注公司是否存在商譽、商譽減值，卻忽略了商譽減值金額。因此機構投資者在公司治理中的積極作用還有待進一步加強。

4 穩(wěn)健性檢驗

上述多元回歸分析結果為商譽、機構投資者與股價同步性的關系提供了初步證據(jù)。為增加結論的穩(wěn)健性，本文進行如下檢驗：（1）剔除資產(chǎn)負債率大于1的樣本公司進行回歸。因為這些公司股價可能存在異常；（2）參考Piotroski和Roulstone的做法，在計算R2的公式中考慮滯后一期的市場收益率和行業(yè)收益率，重新計算R2并進行回歸。兩種方法下變量的回歸結果與前文類似，總體上說明本文的研究結論穩(wěn)健可靠。

5 結論

文章采用MYY（2000）改進的R2法，檢驗了并購商譽對上市公司股價同步性的影響。結果顯示，有商譽、有商譽減值的公司其股價同步性高于無商譽、無商譽減值的公司，且商譽減值金額與股價同步性呈倒“U”型關系；進一步研究發(fā)現(xiàn)，機構投資者持股比例的增加會減弱上述影響。

因此，考慮到我國商譽計量的復雜性以及不可驗證性，本文提出以下建議：基于“成本效益”和“重要性”原則，對商譽及其減值進行定量和定性相結合的信息披露，提高我國商譽與商譽減值信息披露質量；其次，加強商譽資產(chǎn)相關會計處理的全鏈條監(jiān)管，這與2019年我國財政部會計準則委員會對商譽處理的探討存在不謀而合的地方；此外，進一步促進機構投資者在我國的發(fā)展，使其更好地發(fā)揮外部治理作用，同時我國上市公司也可根據(jù)自身情況，適時引入機構投資者，進一步改善公司治理。