11-PAGE商譽減值披露對股票市場的影響實證分析目錄TOC\o"1-3"\h\u3534商譽減值披露對股票市場的影響實證分析 -1-143561.1引言 -2-302921.2理論分析與研究假設 -5-242091.2.1商譽減值與股票市場反應 -5-282401.2.2內部控制與商譽減值的股票市場反應 -7-44461.3研究設計 -9-282281.3.1樣本選擇與數據來源 -9-37291.3.2變量定義 -9-115491.3.3模型設定 -12-96751.4實證結果分析 -13-17271.4.1描述性統計 -13-274201.4.2多元回歸分析 -13-122301.5進一步分析 -17-138831.5.1截面差異檢驗 -17-267351.5.2內部控制五大要素的作用 -20-307911.6穩健性檢驗 -22-上市公司年報中披露的商譽減值目前資本市場中關注的關鍵信息，對商譽減值的籌劃因此成為了公司的財務信息披露中的重要決策。本章基于商譽風險形成的中端，主要探討如何從事中的角度管控商譽減值風險、緩解商譽減值披露的負面影響。商譽風險在此階段表現為商譽減值的披露導致股價大幅下跌。本章總體的研究思路是：首先，檢驗商譽減值的披露與股票市場反應的相關關系，進一步再探討高質量內部控制對于商譽減值市場反應的影響。區分信息披露質量低、盈余管理動機強以及代理問題嚴重的上市公司檢驗商譽減值披露的負面效應和內部控制的緩解作用的異質性差異；最后將內部控制分解為的五大要素，分別檢驗內部環境、控制活動、風險評估、信息與溝通和內部監督對商譽泡沫的抑制作用。圖6-1內部控制抑制商譽減值披露引起股票下跌的邏輯框架1.1引言如何有效防范商譽減值風險已然成為監管部門、會計師事務所和投資者廣泛關注的重大問題。如圖1所示，2012年我國A股市場的商譽減值額開始持續攀升，2018年商譽減值額高達1658.61億元，約為過去10年累計總和的兩倍有余；商譽減值占營業利潤的比重也由2012年的0.04%迅速增長至2018年的3.4%，說明商譽減值嚴重地侵害了A股上市公司的營業利潤相關數據來自于wind數據庫以及上市公司披露的年報。。伴隨著商譽減值的披露，一些公司的股價發生了大幅下跌。例如，湯臣倍健（300141.SZ）于2018年以21.92億元的高商譽并購澳洲益生菌企業LSG，但當年卻立即進行10.09億元商譽減值，導致股價單日下跌1.相關數據來自于wind數據庫以及上市公司披露的年報。基于國外資本市場的數據，一種觀點認為，商譽減值的披露會導致上市公司股價巨幅下跌。其原因在于：首先，商譽減值直觀反映了公司并購失敗的事實，合并后集團整體的經營業績未能達到并購預期的目標；其次，商譽減值暗示了管理層對公司未來盈利水平和現金流的悲觀預測，投資者據此調整其未來預期并反映在股價之中（Cheng等,2018）；最后，公司高管有意隱藏本應披露的減值，實際披露的商譽減值可能在更早之前就已發生、且金額更高（Hayn和Hughes,2006；Li等,2011）。而另一種觀點則認為，在一定情形下商譽減值的披露并不一定會引起市場的劇烈反應。其一，并購整合的長期性、復雜性決定了短期內商譽減值發生的普遍性，企業若及時、如實披露，并不一定引起負面反應；其二，當企業內外部信息環境較為透明時，商譽減值中所蘊含的信息已提前傳遞到市場并反映在股價中，減值再次引起股價下跌的可能性較小；此外，在新商譽會計準則的應用中在國內外現行商譽的會計準則中，包括美國通用會計準則SFAS在國內外現行商譽的會計準則中，包括美國通用會計準則SFAS142，國際財務報告準則IFRS3，以及《企業會計準則第8號——資產減值》，均規定企業合并所形成的商譽，應當每年進行減值測試。在我國，商譽減值披露的市場反應更可能支持哪種觀點呢？相較于美國，我國的資本市場尚欠成熟與規范（Lu等,2019）。上市公司的信息披露透明度仍處于較低水平，信息披露失真、不規范、不及時的情況時常發生（羅進輝，2014；徐壽福與徐龍炳，2015）。其深層次的原因在于：首先，我國資本市場以散戶為主，這些投資者傾向于跟風、炒概念，對信息的獲取和分析能力較低，進行投資決策時不一定參考上市公司所披露的信息，因此上市公司主動披露信息的意愿較低（于李勝與王艷艷，2010）。其次，不同于美國以市場為主導的監督體制，我國資本市場的監管以政府為主導，監管效率與效果在很大程度上受到資源的限制（Wong，2016）。在此資本市場環境中，賦予企業更多自由裁量權的商譽減值測試與披露應該會產生不同于美國的后果。基于此，本研究在上述背景下探討中國情境下商譽減值是否引起市場反應，并分析其內在機理。進一步，若商譽減值披露的確引起股票價格下跌，是否存在一種制度緩解商譽減值的這種負面影響呢？已有大量研究表明，內部控制作為企業內部的一套綜合的管理與控制系統，由內部環境、風險評估、控制活動、信息與溝通及內部監督組成，在緩解代理沖突、抑制自利行為、改善信息環境、提高經營效率、循序法律法規方面均發揮了積極作用（Burks,2011；Altamuro和Beatty,2010；Ashbaugh-Skaife等,2013；張龍平等，2010；葉建芳等，2012；趙息與張西栓，2013）。那么，它是否是可以緩解商譽減值負面市場反應的制度呢？更進一步，它通過何種機制發揮作用呢？據此，本章以2007—2017年我國A股上市公司為樣本，實證檢驗商譽減值披露的市場反應，并探究內部控制對該階段的商譽風險，即商譽減值披露引起的市場反應是否能施加一定影響。結果表明：商譽減值披露會引起負面的市場反應，而高質量的內部控制能夠有效緩解商譽減值披露所引起的負面市場反應；為了檢驗該結果是否與我國特殊的情境因素有關，本研究分別從信息披露透明度、隱藏信息的動機和機會這三個角度進行橫截面分析，發現在信息披露質量低、盈余管理動機強以及代理問題嚴重的上市公司中，商譽減值披露的負面市場反應和內部控制的緩解作用均更顯著；進一步研究發現，內部控制五大要素的”控制活動”和”信息與溝通”對商譽減值負面市場反應的緩解作用更為明顯，在一定程度上再次證實了低信息透明度及其背后的公司內部管控問題是導致我國商譽減值披露引起負面市場反應的主要原因。本章的創新與貢獻在于：首先，基于中國資本市場的背景實證檢驗了商譽減值披露引起的市場反應。根據已有理論，商譽減值引起的市場反應可能有兩種結果：一種是減值的披露不一定引起顯著的市場反應（Riedl等,2004；Ramanna,2008；Ramanna和Watts,2012），另一種是減值的披露會引起股價下跌（Hayn和Hughes,2006；Li等,2011；Cheng等,2018）。而在國內已有關于商譽減值價值相關性的研究中，一致認為商譽減值將引起股價下跌（吳虹雁與劉強，2014；張倩等，2016），而未基于中國情境充分探討商譽減值引起市場反應的兩種可能性。本研究則以上市公司信息披露的透明度為視角，提供了在A股市場商譽減值披露引起負面市場反應的經驗證據，厘清了減值引起負面市場反應的內在邏輯，拓展了商譽減值經濟后果的相關研究。其次，股票市場反應可以觀測到的僅僅是市場對商譽減值的總體效應，每個公司因其自身情況不同，商譽減值披露的市場反應可能存在差異。本研究首次提出了在不同內部控制水平下，商譽減值披露的市場反應存在異質性，豐富與拓展了內部控制經濟后果的相關研究。已有文獻大部分聚焦于內部控制在提升財務報告信息質量的作用（Doyle等,2007；Ashbaugh-Skaife等,2008；Goh和Li,2011；張龍平等，2010；方紅星和金玉娜，2011），本研究則關注了內部控制在公司商譽減值信息披露過程中的作用和價值。商譽減值披露可能會引起股價巨幅下跌一度成為上市公司隱藏或推遲該信息披露的主要誘因，但本研究的研究結論說明，低內部控制水平的企業不披露或少披露通常也會引起較大負面市場反應，而高內部控制水平企業真實且及時地披露則不會導致較大市場反應，緩解了企業如實披露商譽減值的顧慮，為解決商譽減值負面經濟后果提供了重要經驗證據和可資參考管理機制。最后，本研究也具有一定的現實意義。在商譽減值經濟意義日益凸顯的情境下，全面分析商譽減值的經濟后果以及確保商譽減值合理合規地披露已經迫在眉睫。本研究的研究結論表明商譽減值披露引起負面市場反應，其重要原因在于上市公司的信息披露質量較低以及內部治理與管控混亂，而高質量的內部控制能夠緩解商譽減值引起的負面影響。由此，上市公司應該提高對商譽減值的重視程度，嚴格遵循商譽減值測試和披露的相關規定，充分披露減值相關的信息。同時，上市公司還應該建立與完善商譽減值相關的內部控制制度，督促其合法合規地進行商譽減值，將減值對市場的負面影響盡量降到最低。監管部門應該對上市公司商譽減值信息披露的真實性、準確性與及時性提出具體要求，并加強對商譽減值測試和披露過程中的內部控制監管，防范商譽減值風險對資本市場的發展產生長期危害。本研究其余部分安排如下：第二部分是理論分析與研究假設；第三部分是研究設計；第四部分是實證結果與分析；第五部分是進一步分析與穩健性檢驗；第六部分是本研究的研究結論和啟示。1.2理論分析與研究假設1.2.1商譽減值與股票市場反應2006年，我國出臺的《企業會計準則第8號——資產減值》中要求，企業合并所形成的商譽的后續計量由每年定額的攤銷改為基于公允價值的減值測試。在國際通行商譽減值測試模式的背景下，我國商譽減值金額之大受到了各界的廣泛關注2020年3月12020年3月19日，國際會計準則理事會（IFRS）為回應各成員國利益相關方的訴求，經過長達5年的時間的研究討論，于2020年3月19日正式發布了商譽與減值項目的討論稿。討論稿就實務界、監管部門等利益相關方重點關注的商譽相關問題以及爭議焦點進行了系統、全面的回應，并明確了準則制定機構的最新意見。具體包括：1.明確拒絕回到商譽攤銷法，保留現行單一減值測試法；2.取消每年強制進行商譽減值測試的規定，改為采用跡象唯一法，即只有存在減值跡象時，企業才需進行商譽減值測試；3.要求在資產負債表中單獨列示不含商譽的權益總額，以有利于報表使用者更好地理解企業財務狀況；4.計算資產預計未來現金流量的現值時，可以包括與將來可能會發生的、尚未作出承諾的重組事項或者與資產改良有關的預計未來現金流量，允許使用稅后現金流量和稅后折現率，以降低商譽減值測試復雜性。5.增加企業合并的信息披露要求，要求披露管理層的收購目標，以及收購是如何實現這些目標的，同時增加披露收購的后續業績信息（IFRS,2020）。另一部分學者則認為商譽減值披露后會導致股票價格下跌（Lee,2011；Hayn和Hughes,2006）。商譽減值主要向市場傳遞的以下三類負面信息：高管合謀動機下不合理的商譽確認（謝紀剛和張秋生，2013；張新民等，2018）、并購業績不佳和未來盈利能力較差（Li等,2011；Gu等,2011；鄭海音等，2014）以及內部人戰略性操縱報表（Beatty等,2010；傅超等，2016）。具體而言，首先，商譽減值的成因可以追溯至并購時超額商譽的形成（張新民等，2018）。公司高管在并購當時可能出于合謀動機，以高價收購標的企業，將公司的資金或者控制權轉移至被并購方，以達到實質性的利益輸送（謝紀剛和張秋生，2013；Hayn和Hughes，2016）。其次，商譽減值也預示公司并購整合能力低下、業績未達對賭目標以及未來盈利能力較差（張新民等，2019）。若公司難以對被并方的各方面進行有效整合、預期的協同效應無法實現，支撐原來商譽經濟價值的基礎將不復存在，商譽則亟需減值。最后，商譽減值披露金額異常時，可能代表公司內部治理較差，高管利用商譽減值操縱報表（林勇峰等，2017）。高管前期出于盈余管理、稅收規避與薪酬籌劃等目的，有意隱藏本應披露的商譽減值。當商譽減值正式公告時，投資者認為減值可能在更早之前就已發生，且實際的商譽減值金額比公告中的更高。對照來看，導致兩種觀點差異的關鍵在于商譽減值披露的及時性、真實性和完整性。若上市公司信息透明度高，與商譽減值相關的信息能夠在年報之前陸續披露，那么減值正式公告時股價波動風險較小。反之，若上市公司疏于規律的信息披露，或者蓄意掩蓋本應披露的商譽減值，商譽減值正式公告時，減值所蘊含的負面信息將會一次釋放出來。上述研究結論大多是基于國外資本市場的數據。我國商譽減值披露的市場反應更可能支持哪種觀點呢？一般認為，相比發達國家成熟的資本市場，我國上市公司的信息披露環境總體不佳（Lu等,2019），信息披露不夠規范、信息透明度偏低（羅進輝，2014；徐壽福與徐龍炳，2015）。在政府為主導的市場監管體制下，監管效率與效果在很大程度上受到資源的限制（Wong，2016），可能無法全面地管控商譽減值這一具體細節的信息披露。上市公司有機會利用監管的漏洞，戰略性地操縱商譽減值，導致減值長期無法準確、及時的披露。同時，我國股票市場的投資者以散戶為主（于李勝與王艷艷，2010），在商譽減值突然披露時，投資者無法對此做出正確的評價和判斷，可能隨波逐流地大量拋售股票，從而引起股價下跌。由此，本研究提出假設一：假設1：在其他條件不變的情況下，商譽減值披露會引起負面市場反應。1.2.2內部控制與商譽減值的股票市場反應我國商譽減值問題如此嚴重，除了外在的制度因素，公司內部亟需一套有效的制度安排以保證商譽減值披露的有序執行。內部控制是企業內部的一套綜合治理體系，它由內部環境、風險評估、控制活動、信息與溝通以及內部監督五個要素組成，旨在合理保證企業經營管理合法合規、資產安全、財務報告及相關信息真實完整、提髙經營效率與效果、促進企業實現發展戰略我國于2008年也發布了《企業內部控制基本規范》，隨后我國于2008年也發布了《企業內部控制基本規范》，隨后2010年出臺了《企業內部控制配套指引》，并要求該規范自2011年1月1日起在境內外同時上市的公司施行，2012年1月1日起在上海證券交易所和深圳證券交易所主板上市公司施行，在此基礎上擇機在中小板和創業板中施行。從事前看，內部控制水平高的企業具有較高的信息披露效率（張龍平等，2010；葉建芳等，2012；劉啟亮等，2013）。從企業內部的角度，內部控制能有效提高公司層面的信息傳遞效率，在企業內部有自下而上的信息傳遞渠道，保障管理層能夠及時、全面地獲得減值測算所需要的資料，從而提高商譽減值相關信息披露的可靠性與及時性（Doyle等,2007）。從外部投資者的角度，內部控制要求企業建立一套完整的對外信息披露制度，監督企業及時、有規律地向市場披露企業真實的財務狀況和經營水平（Chen等,2017），在年報正式披露之前更及時、全面以及準確的披露商譽減值相關信息，可較大程度地減少年報所傳遞的未預期減值信息的大小，緩解其引起的市場反應。由此，高質量的內部控制為企業營造了較為透明的信息生態環境，有助于外部投資者全面了解企業實時動態，因而減少了年報中突然披露商譽減值給市場帶來的沖擊。從事中看，內部控制質量較優的企業具有高水平的信息披露質量（Hutton等,2009）。投資者認為高質量內部控制的公司隱藏商譽減值等負面信息的可能性較低，投資者不會認為其還有更多的壞消息被掩蓋，因而對商譽減值的反應不會過于負面。相反，在內部控制不佳的企業中，企業代理問題嚴重，內部人為實現個人私利而隱藏的信息動機較強（Verrecchia,2004；Kim等,2011；葉康濤等，2015）。商譽減值正式公告時，投資者會預期其實際存在的商譽減值比披露的更多，因此市場的負面反應更為強烈。而有效的內部控制通過建立完備的企業制度框架約束管理者的權利和義務（趙息與張西栓，2013），將不同層級、不同崗位管理層的權力通過有效的制度進行制衡（Ashbaugh-Skaife等,2008；Beneish等,2008），使管理者無法因個人私利擅自篡改或隱藏減值相關的信息，由此抑制管理者操縱商譽減值的動機與能力，降低商譽減值信息被隱藏和扭曲的風險。從事后看，高內部控制水平的企業即使披露了商譽減值，但是后期憑借其良好的經營管理，投資者認為其未來的盈利水平有較大的反轉可能，因而商譽減值引起負面反應的持續性短，對股票市場的負面影響相對較小。已有研究表明：對于部分利潤較低的企業，市場并不會對其給予較大的負面市場反應（Collins等,1999）。因為企業改變的可能性將會增大（即”調整期權”），當期會計信息的持續性大大減弱（Burgstahler等,1997）。但一個重要的前提條件是，企業需具備不利消息出現后進行有效改變與改革的能力。內部控制水平高的企業，在提高經營效率方面擁有制度和人力資源的保障，能夠幫助企業披露減值后，及時調整經營策略并做出新的戰略部署（毛新述和孟杰，2013），盡快改善企業的經營管理水平（Chen等,2020；楊道廣等，2014）。從而投資者相信當前的不利狀況只是暫時的，企業業績水平與盈利能力未來將發生好轉。由此，本研究提出假設二：假設2：在其他條件不變的情況下，上市公司內部控制質量越高，商譽減值引起的負面市場反應越弱。1.3研究設計1.3.1樣本選擇與數據來源本研究以2007-2017年度非金融類A股上市公司為初始樣本。首先，考慮到財務特征差異，剔除金融類公司、ST公司；其次，剔除相關數據缺失的觀測值。最終，共得到15288個有效的企業年度觀測值。其中，商譽減值數據來自手工搜集的上市公司財務報表中的資產減值科目附注，其余相關數據均來源于國泰安數據庫（CSMAR）。為了避免極端值的影響，本研究對商譽減值的連續變量進行右側1%的縮尾，原因是商譽減值的分布并非正態分布，極端值主要集中于右側；同時，對其余主要連續變量進行了雙側1%的縮尾處理。1.3.2變量定義1.股票市場反應（CAR）在Li等（2011）基于美國數據檢驗商譽減值市場反應的研究中，使用了市場調整法估計商譽減值報告公布日前后窗口期的累計異常回報。因為美國制度中商譽減值披露有獨立的公告日，所以天然地排除了其它信息對商譽減值市場反應的噪音。然而，中國的商譽減值信息披露于上市公司的年報中，加上美國與中國的股票市場環境差異較大，這種方法可能不適用于中國情境下商譽減值市場反應的研究。在中國，以散戶為主的股票市場導致投資者對商譽減值相關信息過度反應（楊威等，2018）。為了避免投資者對年報信息過度反應，導致盈余公告后股票市場反應出現顯著反轉，從而對回歸結果造成干擾（張然和汪榮飛，2017）。借鑒張然和汪榮飛（2017）的研究，本研究以經市場調整的日股票回報作為公司異常回報，并以[-2,0]作為窗口期對公司異常回報進行累積計算，以得到本研究的被解釋變量CAR。2.商譽減值（GWloss）由于股票市場僅會對未預期的信息產生反應，因此，若要觀測每一期商譽減值引起的市場反應，需要計算未預期商譽減值的大小。研究首先分析并梳理了文獻中”未預期盈余”的算法，現有文獻中對”未預期盈余”的做法主要有以下幾種：第一種未預期盈余的比較基準是上一期的盈余，即本期披露的盈余與上一期的盈余之差作為未預期盈余。本研究未采取該方法原因在于，上市公司披露商譽減值損失在時間上不一定連續，以該種方式定義會導致大量樣本缺失。第二種未預期盈余的比較基準是企業盈余的預期值（根據行業平均水平、分析師預測或相關模型預測），即本期披露的盈余與預期盈余之差作為未預期盈余。本研究未采取該方法原因在于：一方面，由于數據局限未有分析師預測等專業人員對上市公司的商譽減值進行公開預測；另一方面，行業均值作為基準，低于行業基準的上市公司商譽減值將為負數，符號的差異可能對回歸結果存在一定干擾。最終本研究選擇參照Li等（2011）方法，在市場預期商譽減值的基準為零的基礎上，將企業期末公布在年報中的商譽減值作為每一期未預期商譽減值的度量對象。首先，度量本期是否披露未預期商譽減值，是為1，否為0；其次，對于未預期商譽減值大小，考慮到不同公司商譽減值規模因其并購特征及公司規模而存在差異，本研究采用期末權益市值對未預期商譽減值進行標準化，原因在于企業的并購行為與其股價表現及市場估值息息相關（林勇峰等，2017）。因此，本研究以未預期商譽減值的啞變量以及權益市值標準化后的未預期商譽減值作為本研究的解釋變量。3.內部控制（IC）本研究所指的內部控制是指企業內部約束與規范，包括治理層、管理者在內的企業全體員工行為的相互牽制、相互制衡的一套規則與制度體系。Chen等（2017）基于內部控制的”過程”，對企業內部控制制度建立健全性與執行有效性進行綜合評價，構建了”中國上市公司內部控制指數”。該內部控制指數以《企業內部控制基本規范》及其配套指引為主要依據，并綜合考慮《上海證券交易所上市公司內部控制制度指引》、《深圳證券交易所上市公司內部控制指引》等國內法律法規及相關文獻，同時借鑒國外已有內部控制評價研究，確定了內部環境、風險評估、控制活動、信息與溝通和內部監督5個一級指標，并進一步細化為24個二級指標、43個三級指標和144個四級指標，再通過層次分析法以及變異系數法對指標賦權，最終加權得到內部控制指數。指標數據通過手工收集公開資料獲得，包括定期公告和臨時公告以及公司相關制度等。為了緩解偏度分布的影響，本研究使用該指數總得分的自然對數來衡量企業的內部控制質量。本研究之所以未直接以數據庫中的內部控制缺陷個數衡量內部控制質量，是因為其統計口徑存在偏差。例如，數據庫中將”后續將繼續改進企業內部控制系統”視為”有缺陷”。這顯然不妥，因為沒有任何內部控制是完美的。實際上，企業自評報告和審計師鑒證報告中直接提到的內部控制缺陷是很少的，而重大缺陷的個數少之更少。而未采用現有的以”目標”為基礎而構建的內部控制指數的原因在于：首先，COSO和《企業內部控制基本規范》及其配套指引均強調”內部控制的有效性是指內部控制制度的建立健全性與執行有效性”，因此內部控制指數應直接衡量企業建立了哪些內部控制制度（五大要素）及其執行情況，即應以過程觀（或要素觀）為基礎進行編制；其次，內部控制只能為其五大目標（財務報告可靠性、遵守適用的法律與法規、經營的效率性、資產的安全性及促進企業戰略發展）提供合理保證。因此若直接以五大目標的實現程度衡量內部控制有效性實質上認定內部控制能提供絕對保證，與其本來理念嚴重偏離；最后，基于內部控制”過程”構建的指數可能會具有更廣泛的實證研究應用價值。國內外關于內部控制的實證研究重心已由內部控制有效性的影響因素轉移至內部控制的經濟后果。有關經濟后果的研究主要檢驗內部控制對企業會計信息質量、融資成本、代理問題、經營效率與效果、企業價值等影響。以”目標”為基礎的內控指數已經包含了這些結果性，若在實證研究中再以該指數進行衡量，會導致回歸結果機械相關并產生偏差（陳漢文和黃軒昊，2020）。4.其他控制變量此外，根據已有研究（Atiase,1985；Bernard和Thomas,1989；權小鋒和吳世農，2010；于李勝和王艷艷，2010），本研究控制了未預期盈余（UE）、公司規模（SIZE）、賬面市值比（BM）、交易活躍度（MTURN）、披露時滯（ANOLAG）、業績預告（YJYG）、業績快報（YJKB）、機構投資者持股（INSTI），以及行業年份等變量。控制公司規模（SIZE）的原因在于，根據Bernard和Thomas（1989）以及Foster等（1984）的研究，市場對未預期信息的反應程度與上市公司的規模大小變化而變化。控制賬面市值比（BM）、披露時滯（ANOLAG）是由于已有研究的結論表明（Chambers和Penman,1984；Della和Pollet,2006），投資者對盈余信息的反應大小受到上市公司的賬面市值比以及相對應報告披露的滯后時間的影響。控制業績預告（YJYG）、業績快報（YJKB）的原因在于上市公司在年報正式公布前披露的兩個報告中可能會提前披露一些盈余相關的信息，會對年報的市場反應產生一定影響。研究中控制機構投資者持股（INSTI）是借鑒了Bartov（2000）的研究，以機構投資者的持股比例衡量公司投資者組成成分的復雜程度。機構投資者持股比例越高，未預期信息引起的市場反應越大。相關變量的具體定義見表6-1:表6-1變量定義變量名稱變量含義計量方式CAR股票市場反應[-2,0]窗口期的累計異常反應GWloss商譽減值是否發生未預期減值，是為1，否則為0;以及期末流通市值標準化未預期商譽減值IC內部控制中國上市公司內部控制指數（Chen等,2017）UE未預期盈余當期與上期營業利潤之差，以期末股價標準化（張然和汪榮飛，2017）SIZE公司規模期末總資產的自然對數BM賬面市值比權益賬面價值與市值的比MTURN交易活躍度當年市場月均換手率ANOLAG披露時滯盈余公告披露日與會計年度截止日間隔天數，取自然對數YJYG業績預告是否披露業績預告，是為1，否則為0YJKB業績快報是否披露業績快報，是為1，否則為0INSTI機構投資者持股機構投資者持股比例1.3.3模型設定為驗證本研究的假設，本研究首先通過模型（1）檢驗商譽減值披露對股票市場的影響。根據假設1，β1QUOTE系數預期顯著為負，具體見模型（1）：CARit=本研究進一步在模型中加入內部控制質量指標，與商譽減值進行交乘，以檢驗不同的內部控制質量水平如何影響商譽減值的市場反應，根據假設2，β1QUOTE系數預期顯著為正。具體見模型（2）：CARit=1.4實證結果分析1.4.1描述性統計表6-2報告了模型中變量描述性統計的結果，樣本中的累積異常回報、商譽減值變量及其它變量存在較大差異，說明樣本具有良好的區分度。可以發現，在樣本觀測的窗口期內，累計異常回報的1/4分位、中位數均為負數，說明總體而言，股票市場反應總體偏負面。商譽減值的1/4分位、中位數與3/4分位都是0，樣本呈右側偏態分布，說明部分上市公司并未公告商譽減值，主要原因是部分有商譽的企業還到達并購后3-4年的業績協議評價期。此外，即使有企業因并購后業績不佳出現減值跡象，但有可能在管理層操縱行為下暫時不進行減值。內部控制的均值為3.793，標準差為0.211，表明樣本公司內部控制質量差異分明。表6-2描述性統計變量觀測值均值標準差1/4分位中位數3/4分位CAR152880.0010.045-0.026-0.0020.024GWloss1528814.200.6470.0000.0000.000IC152883.7930.2113.6883.8203.934UE15288-0.0060.035-0.014-0.0010.007SIZE1528822.101.30521.1721.9122.81BM152880.4160.2720.2200.3520.537MTURN152880.5590.4280.2560.4400.736ANOLAG152884.5180.2424.4194.5334.718YJYG152880.6660.4720.0001.0001.000YJKB152880.4750.4990.0000.0001.000INSTI152880.3080.2310.09400.2750.4931.4.2多元回歸分析1.商譽減值與市場反應表6-3報告了商譽減值與市場反應的回歸結果。第一欄為以是否存在未預期商譽減值為自變量，GWlossQUOTEQUOTE（1）的系數顯著為負（-0.200），說明商譽減值的披露會引起市場負面的反應，假設1得到支持。QUOTE第二欄呈現了未預期商譽減值的大小為自變量的檢驗結果，GWlossQUOTEQUOTE（2）的系數顯著為負（-0.100）。結果表明，在披露商譽減值后，投資者會下調其對未來公司前景的預期，引起市場的負面反應。結合中國資本市場的現狀，商譽減值引起顯著負面反應的原因可能在于：首先，中國資本市場信息披露總體質量較低。由于外部信息披露監管體系的不完善，上市公司存僥幸心理，即使不嚴格遵守商譽減值的信息披露規范，也不一定會受到懲罰。其次，在上市公司代理問題嚴重與公司治理混亂的情況下，公司內部沒有完善的信息披露制度，督促公司有序地披露減值信息；高管伺機利用商譽減值準則的靈活性和自由度進行盈余管理，操縱商譽減值的金額及披露時間。上市公司為了良好的利潤表現和股價穩定，前期不如實披露商譽減值，當商譽減值正式披露時，導致累積的負面消息毫無預兆地釋放到股票市場。最后，我國資本市場結構以散戶為主體，散戶投資者通常被認為是幼稚的投資者，他們對信息的獲取和分析能力較低，投資時傾向于跟風、炒概念，具有明顯的非理性行為（于李勝與王艷艷，2010）。當商譽減值披露時，投資者就此無法對公司未來的發展作出正確的判斷。投資者由此產生的恐慌心理會引起羊群效應，將再次放大商譽減值的實際影響，導致其大規模地拋售股票，引發顯著的負面市場反應。表6-3商譽減值與市場反應變量名CARCAR（1）是否存在未商譽減值（2）標準化未預期商譽減值GWloss-0.200*-0.100**（-1.73）（-1.99）UE0.035***0.034***（3.32）（3.27）SIZE0.001*0.001*（1.81）（1.75）BM-0.003-0.003（-1.51）（-1.47）MTURN-0.004***-0.004***（-3.43）（-3.45）ANOLAG-0.013***-0.013***（-7.19）（-7.18）YJYG0.001*0.001*（1.75）（1.76）YJKB0.003***0.003***（3.95）（3.95）INSTI-0.000-0.000（-0.12）（-0.16）Constant0.069**0.070**（2.50）（2.52）Year&Ind控制控制Adj_R20.0220.022N1528815288注：（1）括號內為雙尾檢驗的T值；（2）對標準誤進行了公司層面的Cluster處理；（3）***、**和*分別表示在1%、5%和10%的水平內顯著。2.內部控制的調節作用表6-4報告了在內部控制的作用下，商譽減值披露所引起市場反應的回歸結果。上文的分析說明了商譽減值引起負面市場反應的原因可能在于信息披露不規范與公司內部治理的混亂，而內部控制則恰好是企業內部提高信息披露質量、抑制盈余操縱行為以及緩解代理問題的有利工具（Doyle等,2007；Harp和Barnes,2018）。由此，本研究進一步探討高質量的內部控制是否可以有效緩解商譽減值披露的負面市場反應。表4第一欄呈現了以是否存在未預期商譽減值為自變量的檢驗結果，與假設2一致，內部控制（IC）與商譽減值（GWloss）的交乘項系數在5%的水平顯著為正（1.400），說明內部控制能夠有效緩解商譽減值披露給市場帶來的負面反應；第二欄呈現了標準化后的未預期商譽減值為自變量的檢驗結果，內部控制（IC）與商譽減值（GWloss）的交乘系數也在5%的水平顯著為正（0.600）。說明高質量的內部控制能夠減弱商譽減值帶來的負面的市場反應。根據我國內部控制制度的出臺背景，《企業內部控制基本規范》在提出時，旨在解決公司內部的經營管理問題與合理保證財務報告及相關信息的真實完整，建立一套立足于中國實際的內部管理與控制體系。而商譽減值披露引起負面市場反應的內在原因正是公司內部的治理與管控出現漏洞，內部控制由此能夠在其中發揮顯著地緩解作用。內部控制要求上市公司建成一套完整的信息披露制度，在事前抑制超額商譽的形成，在事中保證商譽減值信息披露的真實性、準確性和及時性，在事后幫助企業增強并購雙方的整合能力，提高經營管理水平，盡快改善商譽減值所報告出企業的不利狀況，減短負面市場反應的持續時間，從而有效地緩解商譽減值披露給市場帶來負面反應。表6-4內部控制的調節作用變量名CARCAR（1）是否存在未商譽減值（2）標準化未預期商譽減值GWloss-0.200*-0.100**（-1.73）（-1.99）GWloss×IC1.400**0.600**（2.34）（2.14）IC-0.001-0.001（-0.71）（-0.63）UE0.034***0.034***（3.25）（3.22）SIZE0.001*0.001*（1.87）（1.84）BM-0.003-0.003（-1.51）（-1.49）MTURN-0.004***-0.004***（-3.46）（-3.47）ANOLAG-0.013***-0.013***（-7.21）（-7.20）YJYG0.001*0.001*（1.78）（1.77）YJKB0.004***0.004***（3.99）（3.98）INSTI-0.000-0.000（-0.10）（-0.13）Constant0.069**0.070**（2.50）（2.52）Year&Ind控制控制Adj_R20.0220.022N1528815288注：（1）括號內為雙尾檢驗的T值；（2）對標準誤進行了公司層面的Cluster處理；（3）***、**和*分別表示在1%、5%和10%的水平內顯著。1.5進一步分析1.5.1截面差異檢驗1.商譽減值與市場反應的截面差異檢驗表6-5中提供了商譽減值與負面市場反應截面差異檢驗的結果。為了進一步檢驗商譽減值負面反應中我國特殊的情境因素，本研究分別從信息披露透明度、隱藏信息的動機和機會這三個維度進行橫截面分析。其中，信息披露透明度代表了上市公司整體的信息披露狀況，是否存在強烈隱藏消息的動機以及是否存在隱藏消息的機會，是影響信息披露質量的重要因素。首先，上市公司商譽減值引起市場反應的核心在于商譽減值是否真實、準確與及時的披露，因此公司整體信息披露質量可能是影響減值市場反應的重要因素。參照張宗新等（2007）以及陳漢文和楊道廣（2013）的研究，本研究采用深圳證券交易所對在其上市的公司的信息披露考核評級作為信息披露質量的評價基準，將評級結果高于良好水平的公司為信息披露質量高的一組，低于良好水平的為信息披露質量低的一組。由表6-5中（1）—（2）欄的結果可知，在信息披露質量低的上市公司中，商譽減值引起的負面市場反應在10%的水平顯著，說明上市公司平時信息披露不完整、不及時，將導致商譽減值相關信息披露時一次性釋放大量負面消息，引起股價下跌。其次，上市公司信息披露的質量一定程度上受到其披露動機的影響，其中盈余管理是上市公司隱藏負面信息的重要動機之一（Lo和Wong；2011）。本研究則以公司是否存在盈余管理動機來衡量其是否有隱藏信息的動機。當上市公司出現業績下滑時，公司高管為了掩蓋這一壞消息，可能操縱商譽減值進行盈余管理，從而影響商譽減值的真實披露。因此，參照Burgstahler和Dichev（1997）的研究，本研究根據上市公司是否存在業績下滑跡象為標準，將樣本分為盈余管理動機強與弱兩組。由表6-5的（3）—（4）結果可知，在盈余管理動機較強的一組中，商譽減值（GWloss）的系數在分別在1%上顯著。研究結果說明，管理層具有較強的盈余管理動機時，商譽減值披露引起的負面市場反應更為顯著。最后，上市公司內部是否存在實現不良的操縱動機的契機，也決定了公司信息披露的質量。內部的監管嚴格的公司，高管即使存在操縱盈余的動機，也可能因為森嚴的管理制度無法實現操縱的行為。相反，在代理問題較為嚴重的上市公司中，大股東可以利用自身的信息優勢，擇時披露商譽減值并進行股票減持套利（潘紅波等，2019）。大股東這種行為嚴重地侵害了中小股東的利益，也可能導致商譽減值披露后股價下跌。因此，參照李增泉等（2004）以及Jiang等（2010），本研究采用上市公司的其他應收款被大股東占用的程度以衡量代理問題的嚴重程度。由表6-5的（5）—（6）結果可知，在代理問題程度較高的一組中，商譽減值（GWloss）的系數在分別在5%上顯著為負。研究結果說明，在代理問題嚴重的上市公司中，商譽減值披露引起的負面市場反應更為顯著。上述發現在一定程度上也證明了，我國上市公司的信息披露質量、是否有隱藏信息的動機和機會是影響商譽減值市場反應的因素這一理論預期。表6-5商譽減值市場反應的截面差異檢驗變量名（1）信息披露質量高（2）信息披露質量低（3）盈余管理動機強（4）盈余管理動機弱（5）代理問題程度高（6）代理問題程度低GWloss-0.100-0.200*-0.300***-0.100-0.200**-0.100（-0.92）（-1.75）（-2.94）（-0.53）（-2.37）（-0.60）UE0.0200.042***0.029**-0.0070.036**0.033**（1.35）（2.78）（2.19）（-0.24）（2.14）（2.48）SIZE0.001**0.0000.001*0.0000.0000.001*（2.46）（0.24）（1.81）（0.66）（0.53）（1.96）BM-0.004*-0.002-0.002-0.003-0.004-0.002（-1.94）（-0.61）（-0.94）（-1.00）（-1.09）（-1.04）MTURN-0.003**-0.005**-0.004***-0.005*-0.003*-0.006***（-2.30）（-2.49）（-2.63）（-1.91）（-1.92）（-3.31）ANOLAG-0.009***-0.018***-0.014***-0.010***-0.014***-0.011***（-3.76）（-1.64）（-1.43）（-3.08）（-5.62）（-4.46）YJYG-0.0000.002*0.0010.0010.0020.001（-0.18）（1.94）（1.36）（0.96）（1.57）（1.24）YJKB0.004***0.0010.003***0.004**0.004**0.003***（3.48）（0.71）（3.09）（2.43）（2.56）（3.04）INSTI0.004-0.006**-0.0020.001-0.000-0.001（1.46）（-2.05）（-0.72）（0.38）（-0.05）（-0.38）Constant0.0160.101***0.044**0.067**0.056***0.057*（0.97）（2.86）（2.01）（2.43）（2.80）（1.93）Year&Ind控制控制控制控制控制控制Adj_R20.0260.0220.0220.0210.0200.022N9315597348731041575667722注：（1）括號內為雙尾檢驗的T值；（2）對標準誤進行了公司層面的Cluster處理；（3）***、**和*分別表示在1%、5%和10%的水平內顯著。2.內部控制調節作用的截面差異檢驗在上文的分組基礎上，表6-6中進一步提供了內部控制調節作用的截面差異檢驗結果。由結果可知，在信息披露披露質量較低、盈余管理動機較強以及代理問題程度高的樣本組中，商譽減值（GWloss）與內部控制（IC）交乘項的系數分別在5%、1%與5%的水平上顯著。這說明了內部控制抑制商譽減值負面市場反應的作用，在信息披露披露質量較低、存在隱藏負面信息動機和機會的上市公司中更為顯著。該發現在一定程度上也支持了中國市場商譽減值引起負面市場反應的內因，在于公司信息披露質量差以及內部控制與管理水平較低的觀點。具體而言：首先，在信息披露外部制度約束力較弱的情況下，內部控制作為企業內部的一套監督與治理體系，能夠有效幫助信息披露質量低的公司，提高商譽減值的信息質量。商譽減值能夠合規合法地披露，從而不會引進劇烈的股價下跌；其次，內部控制通過合理的制度設計、制衡高管的權力，抑制高管利用商譽減值隱藏負面消息的動機。商譽減值不再淪為盈余操縱的工具，能夠真實準確地呈現在報表中，給予投資者有效的決策信息；最后，內部控制通過有效的權力監督機制緩解上市公司代理問題，減少大股東利用其信息優勢和權力擇時擇機披露商譽減值的機會，保護中小投資者的權益。由此，商譽減值披露引發中小投資者大面積拋售股票的可能性進一步降低，從而緩解減值對市場的負面影響。表6-6內部控制調節作用的截面差異檢驗變量名（1）信息披露質量高（2）信息披露質量低（3）盈余管理動機強（4）盈余管理動機弱（5）代理問題程度高（6）代理問題程度低GWloss-0.300-3.600**-4.800***-1.600-2.800**-1.800（-0.21）（-2.43）（-2.89）（-1.34）（-1.99）（-1.27）GWloss×IC0.1000.900**1.200***0.4000.700**0.400（0.17）（2.34）（2.73）（1.33）（1.97）（1.16）IC-0.005*0.002-0.002-0.001-0.0030.001（-1.68）（0.68）（-0.52）（-0.52）（-1.15）（0.22）UE0.0200.041***0.028**-0.0070.036**0.033**（1.38）（2.69）（2.16）（-0.26）（2.11）（2.44）SIZE0.002***0.0000.001*0.0010.0010.001*（2.72）（0.05）（1.88）（0.72）（0.72）（1.85）BM-0.004*-0.002-0.002-0.003-0.003-0.002（-1.87）（-0.70）（-0.94）（-1.04）（-1.05）（-1.09）MTURN-0.004**-0.005**-0.004***-0.005*-0.003*-0.006***（-2.42）（-2.51）（-2.64）（-1.95）（-1.94）（-3.32）ANOLAG-0.009***-0.017***-0.014***-0.010***-0.015***-0.011***（-3.79）（-1.59）（-1.45）（-3.11）（-5.69）（-4.43）YJYG-0.0000.002*0.0010.0010.0020.001（-0.18）（1.93）（1.36）（0.97）（1.63）（1.20）YJKB0.004***0.0010.003***0.004**0.004***0.003***（3.54）（0.62）（3.11）（2.50）（2.67）（3.03）INSTI0.004-0.007**-0.0020.0010.000-0.001（1.61）（-2.13）（-0.68）（0.36）（0.03）（-0.43）Constant0.032*0.098***0.051**0.071**0.066***0.056*（1.70）（2.72）（2.09）（2.48）（3.02）（1.83）Year&Ind控制控制控制控制控制控制Adj_R20.0260.0220.0210.0220.0200.022N9315597348731041575667722注：（1）括號內為雙尾檢驗的T值；（2）對標準誤進行了公司層面的Cluster處理；（3）***、**和*分別表示在1%、5%和10%的水平內顯著。1.5.2內部控制五大要素的作用進一步，根據COSO的定義，內部控制由內部環境、風險評估、控制活動、信息與溝通及內部監督五要素構成。其中內部環境是整個企業內部控制制度的”基調”和框架基礎，風險評估是制定內部控制目標的先決條件，控制活動是內部控制的核心制度，信息與溝通是保證信息有效傳遞的渠道，內部監督是貫穿于整個內部控制活動始終的監督過程。主檢驗結果表明內部控制整體能夠抑制商譽減值在股票市場的負面影響，但尚不清楚內部環境、風險評估、控制活動、信息與溝通及內部監督這五大要素在此過程中各自扮演了什么角色。由此，本研究進一步檢驗內部控制五要素分別在商譽減值信息披露過程中的作用。表6-7的第（1）—（5）欄中分別報告了內部環境、風險評估、控制活動、信息與溝通及內部監督這內部控制五要素的檢驗結果。結果顯示，第（3）欄中的控制活動和第（4）欄的信息與溝通的系數在5%的水平顯著為正。這說明，內部控制的五大要素中，有效的控制活動和高效的信息與溝通水平對于緩解商譽減值的負面市場反應有更為直接的影響。但這并非意味著其它三大要素對于緩解商譽減值負面市場反應毫無作用，只是它們的作用集中反映在了控制活動、信息與溝通兩大要素上。企業的內部控制并非一個松散的要素組合，各大要素之間是緊密聯系、相互作用的，沒有其它三大要素的支撐，信息溝通與控制活動這兩大要素的功能也難以實現。內部控制的緩解作用集中體現在控制活動和信息與溝通這兩個要素中，其中，信息與溝通針對于提升企業信息披露質量，控制活動針對于改善企業內部管控與治理的問題。這也再次驗證了中國資本市場商譽減值問題的關鍵在于公司信息披露透明度低以及內部治理與管控水平較差。具體地，信息與溝通是貫穿上市公司商譽減值披露問題始終的要素，企業內部高效與暢通的信息與溝通為商譽減值披露提供充分的信息依據。它一方面幫助企業對內打通上下層級信息傳遞的渠道，使高管獲得測算商譽減值的準確信息，減少減值估計錯誤的風險；高質量的信息與溝通水平可以督促企業建立對外的信息交流平臺和信息溝通渠道，幫助上市公司與投資者之間進行有效的雙向溝通。外部投資者由此可以獲得更多關于企業財務狀況、經營成果、未來現金流等信息，為投資者提供監督公司的通道和決策判斷的依據。控制活動在內部控制中表現為具體的內部控制制度的設計和執行情況，所以它是內部控制的主干。在商譽減值披露過程中，有效的控制活動要求建立制度化的減值測試規則與標準化信息披露的流程。控制活動還通過完整權力制衡體系，減少高管機會主義操縱商譽減值的動機和可能性。控制活動通過信息生產的流程設計，加強了從商譽減值測試至披露中各個環節控制，減少了商譽減值信息生產過程中有意或無意的誤差。同時，控制活動也要求企業有相應的信息披露制度，從而監督企業及時披露商譽減值相關的財務狀況與經營狀況的信息。因此，控制活動對于如實反映商譽減值的實際發生金額、保障公司減值相關信息披露的真實性、及時性和可靠性中發揮了重要作用。表6-7區分內部控制五要素的作用變量名（1）（2）（3）（4）（5）內部環境風險評估控制活動信息溝通內部監督GWloss-0.400-0.200-2.000**-2.600**-0.700（-0.88）（-0.86）（-2.53）（-2.55）（-1.33）GWloss×IC0.1000.0000.500**0.600**0.200（0.68）（0.43）（2.40）（2.47）（1.14）IC0.0010.000-0.002-0.003-0.001（0.74）（0.75）（-1.19）（-1.25）（-1.32）UE0.034***0.034***0.034***0.034***0.034***（3.24）（3.27）（3.26）（3.24）（3.24）SIZE0.0010.001*0.001*0.001*0.001*（1.54）（1.68）（1.88）（1.92）（1.85）BM-0.003-0.003-0.003-0.003-0.003（-1.50）（-1.51）（-1.44）（-1.45）（-1.43）MTURN-0.004***-0.004***-0.004***-0.004***-0.004***（-3.43）（-3.45）（-3.49）（-3.49）（-3.48）ANOLAG-0.013***-0.013***-0.013***-0.013***-0.013***（-7.14）（-7.17）（-7.22）（-7.22）（-7.22）YJYG0.001*0.001*0.001*0.001*0.002*（1.77）（1.75）（1.76）（1.76）（1.82）YJKB0.003***0.003***0.004***0.004***0.004***（3.83）（3.91）（4.04）（4.04）（4.01）INSTI-0.000-0.000-0.000-0.000-0.000（-0.20）（-0.20）（-0.12）（-0.11）（-0.11）Constant0.069**0.069**0.076***0.078***0.073***（2.46）（2.50）（2.67）（2.75）（2.59）Year&Ind控制控制控制控制控制Adj_R20.0220.0220.0220.0220.022N15288152881528815288152881.6穩健性檢驗為了增強研究結論的可靠性，本研究還進行了如下一系列穩健性檢驗。其中包括：首先，采用固定效應模型的方法緩解研究中遺漏變量的內生性問題；其次，剔除樣本中受金融危機影響的年份；最后，更換主要變量的度量方法。表6-8報告了各項穩健性檢驗的結果。其中，PanelA中報告了緩解內生性問題以及剔除受金融危機影響年份的觀測值后的回歸結果。現有研究中內生性問題主要有互為因果和遺漏變量的問題。在本研究中檢驗的商譽減值引起市場反應的問題，類似于一個自然實驗，有明顯的時間先后順序，存在互為因果內生性問題的可能性較低。因此，本研究聚焦于解決可能存在遺漏變量的內生性問題。研究在主檢驗中控制公司財務特征和治理特征的基礎上，依然可能存在其他不可觀測的個體因素影響估計結果。因此，本研究使用公司個體層面的固定效應模型（替代行業固定效應）進行重新檢驗，以控制公司個體層面特征差異的干擾。如PanelA中第（1）欄的結果所示，GWloss的系數仍顯著為負，GWloss與IC的交乘項顯著為正，主檢驗結論依然成立。第（2）欄的報告了剔除受金融危機影響年份的觀測值后的回歸結果。由于金融危機給我國股票市場帶來了巨大沖擊，上市公司的大多數出現了股價暴跌的情況。因此，本研究剔除了2007年、2008年、2009年的數據，對模型進行重新檢驗。結果與主檢驗結果的顯著性基本無差異，支持了主檢驗的發現。表6-8內生性問題變量名固定效應模型（1）剔除受金融危機影響的年份（2）GWloss-0.100**-2.200*-0.100**-2.200*（-2.13）（-1.89）（-1.99）（-1.79）GWloss×IC0.5000.600*0.500*（1.21）（1.79）（1.72）IC0.003-0.003（0.95）（-1.57）UE0.038***0.038***0.041***0.041***(3.43)(3.36)(3.58)(3.57)SIZE-0.001-0.0010.0010.001*(-0.55)(-0.59)(1.63)(1.91)BM