商譽減值的同群效應研究*
——基于董事網絡視角

曾雪婷，陳澤藝，黃玉清

（1.廣東金融學院會計學院，廣東 廣州 510521；2.集美大學工商管理學院，福建 廈門 361021）

一、引言

近年來，中國資本市場上并購重組持續升溫，企業商譽規模出現爆發式增長。隨之而來的是商譽“爆雷”事件頻發，資本市場對商譽減值風聲鶴唳。CSMAR 數據庫統計顯示，2015 年260 家A 股公司共計提了商譽減值準備190 億元；而到了2018 年，計提商譽減值的公司數量激增至893 家，商譽減值金額也飆升到1669 億元。雖然近兩年一次性大額計提商譽減值準備的情況有所改善，但上市公司的商譽規模和商譽減值準備仍處于高位（見圖1）。

圖1 2015-2020 年A 股上市公司商譽減值計提情況

基于現行會計準則確認的商譽包含了部分“雜質”或“噪音”，每年需要進行減值測試，由此產生的商譽減值也普遍存在于企業的年度報告中。商譽減值不僅會對企業的凈利潤產生負面影響，同時還可能通過影響企業形象等方面間接影響企業價值，不利于資本市場的健康發展。結合信號理論與過度反應理論，在企業大幅計提商譽減值向市場傳遞公司自身對于之前并購行為的消極態度時，大量不具備專業知識的中小投資者會對這些消極信息反應過度，導致股價在短時間內劇烈波動，提高股價崩盤風險（鄧鳴茂和梅春，2019）。市場對優質資產的追求和并購雙方的信息不對稱等因素造成市場上存在大量高溢價并購行為，從而使得高商譽大量積累。隨著市場的持續升溫，商譽對企業價值的影響也越來越大。監管層面對商譽的態度使得企業主動計提大額商譽減值準備，以便降低未來的不確定性，減少對盈利能力的沖擊。巨大且不斷增長的商譽體量，以及新冠疫情對經濟、市場的猛烈沖擊，影響了資本市場的平衡發展。因此，研究商譽減值具有十分重要的現實意義。

在我國上市企業中，董事同時在多家單位的董事會任職（即連鎖董事現象）非常普遍。連鎖董事網絡通過相互的溝通交流實現信息與資源共享（王營，2021），降低決策的成本和不確定性，但也使企業的決策行為更具趨同性，表現出“同群效應”（田高良等，2017）。商譽減值測試十分復雜，且涉及大量的職業判斷，企業具有較大自由裁量權（盧煜和曲曉輝，2016）。商譽減值準備的計提沒有明確的最優解，參考同群企業商譽減值準備的計提決策有助于降低計提的成本和不確定性。因此，董事網絡的同群效應可能影響商譽減值的計提。鑒于此，本文基于董事網絡視角，嘗試探索商譽減值準備計提的同群效應，在此基礎中進一步剖析其中的影響機制。

區別于以往研究，本文的邊際貢獻可能在于：第一，拓展了商譽減值的研究視角。現有文獻主要從管理者風險偏好、高管權力、管理層變更、業績承諾等視角研究商譽減值的影響因素，少有文獻從董事網絡視角研究商譽減值的同群效應，本文豐富了商譽減值的相關文獻。第二，拓展了董事網絡同群效應的相關研究文獻。現有董事網絡同群效應的研究主要圍繞企業投資行為、信息披露行為等方面展開，較少關注商譽減值準備的計提，因此本文進一步豐富了董事網絡同群效應的相關研究。

二、文獻綜述

（一）商譽減值的影響因素研究

商譽減值主要受經濟因素和管理層的盈余管理動機影響，經濟因素反映的是經濟現實，盈余管理動機體現的是盈余操縱。宏觀因素是影響商譽減值風險主要的經濟因素，如經濟不確定性（Chen 等，2008；劉衡和袁天榮，2021）、股價高估（Li 等，2011；胡凡和李科，2019）。Francis 等（1996）發現，商譽減值與公司經營效率降低密切相關。股價高估提高了并購溢價（胡凡和李科，2019），高溢價并購則提高了商譽減值風險（Li 等，2011）。

管理層的盈余管理動機是商譽減值的另一個重要因素。由于減值測試方法涉及到大量職業判斷，且測試所需的內部信息大多不對外公布，管理層對商譽減值準備的計提具有較大的自由裁量權。商譽減值的數額和時機受企業內部情況，尤其是受管理層自身特質和企業盈余管理影響較大，容易誘發管理層的機會主義（Ramanna，2008），如通過少計提或者推遲計提商譽減值來維持盈利能力（Li 和Sloan，2017）。

現有研究發現，管理者的風險偏好、過度自信、高管權力和管理層變更等因素均會對商譽減值產生影響。一方面，風險偏好型管理層愿意支付較高的并購溢價，使得企業形成的初始商譽規模更大。另一方面，高風險偏好的管理層為了追逐高收益，更有盈余管理的動機（姚宏等，2006），因此管理者的風險偏好程度越高，計提的商譽減值準備也越多（劉愛明和徐華友，2021）。過度自信的管理層支付高額并購溢價的可能性越高（潘愛玲等，2018），隨后的商譽減值也相應更高（朱和平和馬妍，2021）。高管的權力收益包括可以用貨幣衡量的非報酬收益以及不可用貨幣衡量的收益，權力越大的高管越能影響自身報酬水平（Bebchuk 和Fried，2003）。比起可以自行獲取權力收益和高貨幣性回報的高權力管理層，權力較弱的高管更多關注貨幣補償，更傾向于利用盈余管理控制利潤（呂長江和趙宇恒，2008），從而影響企業商譽減值。對于發生管理層變更的企業來說，繼任管理層一般會提前計提較多的商譽減值以免前任任期內積累的商譽在自己任期內發生大量減值影響自身聲譽（張東旭和曹瑾，2020）。但同時，繼任高管的權力同樣會對商譽減值產生影響。在進行商譽減值測試時，繼任高管的權力越小、實施并購交易的董事威懾力越強，企業越不容易清洗并購商譽（譚燕等，2020）。簽訂業績承諾的并購活動會產生更高的初始商譽，加重估值風險，更容易發生大額商譽減值現象（李晶晶等，2020），在承諾期滿后更是如此。

（二）董事網絡的同群效應研究

處在一定環境中個體的行為受周圍相關個體行為的影響，這被稱為同群效應。除了同行業或同地區，同群效應還可能存在于同一社會關系網絡內，如連鎖董事網絡。組織間模仿是董事網絡同群效應的重要機制（Shropshire，2010；韓潔等，2015）。例如董事網絡內其他企業成熟的避稅經驗可以降低企業的避稅成本，增強企業的避稅動機，形成避稅的同群效應（田高良等，2017；Jiang 等，2018）。現有研究發現，企業的投資水平（陳運森和鄭登津，2017）、研發投資（Fracassi，2016）、專利產出（馮戈堅和王建瓊，2019）、金融資產配置（王營和曹廷求，2020；杜勇和劉婷婷，2021）和捐贈行為（鮑豐華等，2018）均存在董事網絡下的同群效應。此外，企業的信息披露行為也呈現同群效應。企業的社會責任自愿披露（韓潔等，2015）、社會責任報告鑒證（孫維章等，2021）和會計穩健性（Han 等，2017；趙巖等，2020）在董事網絡內呈現相似特征，即表現出同群效應。

現有文獻對商譽減值和董事網絡分別展開了一系列有益的探索，取得了豐碩的成果，但少有文獻關注商譽減值中的同群效應。處于同一董事網絡的企業能夠共享信息，相互學習，商譽減值測試復雜，且管理層對商譽減值準備的計提具有較高的自由裁量權，因此，商譽減值可能在董事網絡內具有同群效應，但仍少有文獻提及董事網絡下的商譽減值同群效應，這也為本文的研究提供契機。

三、理論分析與研究假設

同群效應廣泛存在于同一社會關系、同一地區或行業的企業行為中，董事網絡是企業間重要的關系網絡。由于模仿和學習效應，連鎖董事網絡內企業的行為可能受其他企業共同影響，呈現出同群效應（Haunschild，1993；韓潔等，2015）。

企業進行高溢價并購并在日后采取計提高額商譽減值準備的行為必然會影響企業凈利潤、傷害投資者利益，同時加劇資本市場的不穩定性。由于董事會決定企業的重大事項，企業并購產生的商譽泡沫及事后的商譽減值行為均會受到董事會成員行事風格及各項特征的重大影響。通過信息學習效應，在不止一家企業董事會任職的連鎖股東帶來的同群效應，能夠影響企業的商譽減值行為。

連鎖董事有利于企業之間的溝通交流，致使一些內部信息產生直接或間接的交換。在決策過程中，董事會盡量將他們能夠獲得的所有信息納入考慮，但相較于來自外部未經處理的大量雜亂信息，在同一個董事網絡中的企業能夠共享更多相關信息，包括某個決策行為所帶來的具體結果（陳運森和鄭登津，2017）。將其他企業的經驗化為己用，使得獲取信息的成本降低，能夠有效減輕信息不對稱帶來的種種后果，提高決策效率。

自新準則公布后，企業開始自主進行商譽減值測試來決定自身的減值行為。商譽減值影響因素眾多，且企業自由裁決權較大，因此在面臨復雜的現實情況時，擁有董事網絡的企業傾向于參照其他企業的減值方法、學習聯結企業以降低不確定風險，最終致使多個企業的商譽減值行為趨向統一。企業計提的商譽減值與其內部會計信息密切相關，董事網絡的存在會使得共享董事的企業擁有更加相似的盈余管理行為（Chiu et al.，2013），因為在市場中，盈余管理情況對管理層的聲譽和薪酬有較大影響，為了提高自身競爭力，管理層擁有相互學習模仿盈余管理的動機，從而使被盈余管理影響的商譽減值中的同群效應更為明顯。

根據以上分析，提出以下研究假設：

假設1：在其他條件相同的情況下，同一董事網絡中的企業商譽減值計提存在顯著的同群效應。

四、研究設計

（一）樣本選擇與數據來源

本文選擇2007—2020 年滬深兩市A 股上市公司為初始研究樣本，并根據以下要求對樣本進行剔除：①剔除金融保險類公司；②剔除ST 和*ST 等狀態異常的樣本；③剔除上一年度商譽凈值為0 的公司；④剔除沒有董事網絡的公司；⑤剔除資產負債率大于1 或者小于0 的樣本；⑥剔除數據缺失的樣本。經過上述處理，最終獲得10781 個公司—年度觀測值，財務數據來源于CSMAR 數據庫，董事網絡中心度數據來源于CNRDS 數據庫。

（二）變量定義

1.商譽減值。借鑒盧煜和曲曉輝（2016）的方法，采用當年計提的商譽減值準備金額除以年初總資產度量商譽減值（GWIP）。

2.同群企業平均商譽減值。采用同群（同一董事網絡）內其他企業當年計提的商譽減值準備金額占總資產的比重的平均值衡量（MGWIP）。

3.控制變量。參考Glaum 等（2018）、譚燕等（2020）的研究，控制了公司規模（Size）、資產負債率（Lev）、總資產報酬率（ROA）、管理費用率（Mngcost）市值賬面比（MB）、上市年限（Age）、審計師（Big10）、產權性質（SOE）、第一大股東持股比例（Block）、機構投資者持股比例（Inst）、董事會規模（Bsize）、獨立董事比例（Indep）、公司所在地區GDP 增長率（GDPgr）。借鑒王福勝和程富（2014）的研究，設置了虧損公司（KS）、扭虧公司（NK）、微利公司（WL）、配股公司（PG）、高管變理公司（BG）五個虛擬變量，控制了盈余管理因素對商譽減值計提的影響。此外，參考連玉君等（2020）的方法，控制了同群企業公司特征變量的平均水平，包括同群企業平均規模（mSize）、同群企業平均資產負債率（mLev）、同群企業平均總資產報酬率（mROA）、同群企業平均管理費用率（mMngcost）、同群企業平均市值賬面比（mMB）。同時，本文也控制年度和行業虛擬變量。具體變量定義參見表1。

表1 變量定義

WL 微利公司 0≤ROEt≤0.02且NK=0，WL為1；其他為0 BG 高管變更公司 董事長或總經理發生變更，BG為1；其他為0 PG 配股公司 0.06≤ROEt≤0.08且NK=0，BG為1；其他為0 GDPgr GDP增長率 公司所在省份GDP增長率（%）mSize 同群企業平均規模 同群企業等權重平均規模mLev 同群企業平均資產負債率 同群企業等權重平均資產負債率mROA 同群企業平均總資產報酬率 同群企業等權重平均總資產報酬率mMngcost 同群企業平均管理費用率 同群企業等權重平均管理費用率mMB 同群企業平均市值賬面比 同群企業等權重平均市值賬面比Ind 行業 行業啞變量Year 年份 年度啞變量

（三）模型設定

為檢驗假設1，本文構建如下模型：

其中：GWIP表示企業的商譽減值，MGWIP表示同群企業平均商譽減值，CV表示控制變量，year和ind分別表示年度和行業虛擬變量，ε表示隨機擾動項。如MGWIP的回歸系數顯著為正，則說明同群企業商譽減值顯著增加了企業計提商譽減值的金額，即商譽減值存在同群效應。

五、實證分析

（一）描述性統計

表2 報告了主要變量的描述性統計結果。GWIP和MGWIP的均值分別是0.476% 和0.354%，即公司當年計提的商譽減值平均占年初總資產的0.476%，同群企業當年平均計提的商譽減值是年初總資產的0.354%。這表明企業商譽減值計提與同群企業商譽減值計提保持高度一致，側面印證了假設1。GWIP的最大值是18.296%，最小值和中位數均是0。說明不同公司的商譽減值存在較大差異，有一半以上的樣本公司沒有計提商譽減值。

表2 描述性統計結果

Age 10781 2.088 0.791 0 2.197 3.219 Inst 10781 0.409 0.232 0.005 0.418 0.886 Big10 10781 0.544 0.498 0 1 1 KS 10781 0.094 0.292 0 0 1 NK 10781 0.046 0.210 0 0 1 WL 10781 0.072 0.258 0 0 1 BG 10781 0.150 0.357 0 0 1 PG 10781 0.124 0.329 0 0 1 GDPrate 10781 10.207 6.412 -37.442 9.799 50.956 mSize 10781 22.359 0.873 20.436 22.287 25.218 mLev 10781 0.447 0.125 0.125 0.447 0.775 mROA 10781 0.034 0.042 -0.161 0.038 0.129 mMngcost 10781 0.044 0.019 0.008 0.041 0.111 mMB 10781 0.633 0.169 0.241 0.633 1.036

分組來看，同群企業計提商譽減值的公司（MGWIP＞0）計提的商譽減值平均為年初總資產的0.673%，顯著高于同群企業未計提商譽減值的公司（MGWIP=0）的均值0.312%，均值差異在1%顯著性水平下顯著。此外，非國有上市公司計提的商譽減值（0.681%）也顯著高于國有上市公司（0.116%）。

（二）主回歸分析

表3 以GWIP作為被解釋變量，MGWIP為解釋變量。第（1）和（2）列報告了假設1 的檢驗結果，即同群企業商譽減值是否對企業的商譽值有顯著的正向影響。從中可以看出，不論是否加入控制變量，MGWIP的回歸系數均在5%顯著性水平下顯著為正。這表明同一董事網絡中的企業商譽減值計提行為存在顯著的同群效應，回歸結果支持假設1。

表3 商譽減值同群效應的存在性檢驗

MB -1.464***（-10.026）-0.524***（-3.517）-1.741***（-8.867）SOE -0.258***（-5.454）Block 0.180（1.221）0.306（1.353）Bsize 0.041（0.362）-0.151（-1.607）0.283（1.548）Indep -0.546（-1.424）0.001（0.011）-0.456（-0.726）Age -0.016（-0.603）-0.314（-1.343）-0.039（-1.056）Inst -0.001（-0.008）-0.044（-1.305）0.029（0.201）Big10 -0.019（-0.488）-0.060（-0.890）-0.032（-0.594）KS 0.048（0.340）0.006（0.199）0.594***（2.651）NK -0.533***（-8.278）-0.195*（-1.704）-0.660***（-7.127）WL -0.788***（-12.296）-0.133**（-2.454）-0.921***（-10.637）BG -0.026（-1.003）-0.275***（-3.417）-0.015（-0.375）PG -0.394***（-12.218）-0.044**（-2.176）-0.428***（-10.076）GDPrate -0.001（-0.369）-0.143***（-4.455）-0.002（-0.310）mSize -0.114***（-3.432）0.000（0.070）-0.109**（-2.209）mLev 0.116（0.595）-0.050**（-2.503）0.169（0.625）mROA 1.449**（2.354）-0.044（-0.287）2.026**（2.413）mMngcost -1.633（-1.590）-0.036（-0.047）-0.894（-0.646）mMB 0.352**（2.007）-1.012（-1.440）0.332（1.343）年份和行業 控制 控制 控制 控制N 10781 10781 3916 6865調整R2 0.070 0.492 0.242 0.552 0.059（0.493）

此外，第（2）列中mSize、mROA 和mMB 的回歸系數均顯著為正。這說明，在計提商譽減值準備的過程中，不僅會考慮同一董事網絡企業計提的商譽減值，還會考慮同一董事網絡企業的規模（mSize）、盈利能力（mROA）和賬面市值比（mMB）等財務信息，并在此基礎上調整自身的商譽減值計提金額。換言之，企業商譽減值準備的計提會受到同一董事網絡企業商譽減值準備和同一董事網絡企業特征的顯著影響。

現有研究發現，國有企業與非國有企業的經營環境和經營決策的內在邏輯明顯不同。國有企業的資源約束較小，承擔了穩定就業等政策性負擔（李勇和郭麗麗，2015），業績壓力較小（鄧茜丹和辛清泉，2021），國有企業管理者干預商譽減值計提的動機較小。此外，國有企業在資源配置、資金融通、政策支持等方面具有天然的優勢，通過董事網絡獲取社會資源的需求弱，董事網絡對國有企業的經營決策的作用可能較弱。非國有企業主要關注自身的競爭優勢和經濟利益，政策性負擔較小。但由于信貸歧視，非國有企業的融資約束也較為嚴重，更重視董事網絡的信息資源共享平臺（李洋等，2019）。同一董事網絡的商譽減值計提的同群效應可能只存在于非國有企業。為此，本文進一步按產權性質進行了分組回歸。

表3 的第（3）和（4）列報告了不同產權性質企業的分樣本回歸結果。在國有樣本中，GWIP 的回歸系數不顯著；在非國有樣本中，GWIP 的回歸系數顯著為正。這表明，在非國有企業中，同一董事網絡的商譽減值計提存在同群效應，但在國有企業中，同一董事網絡的商譽減值計提不存在同群效應。

（三）內生性檢驗

1.工具變量法

參考彭鎮等（2020）的方法，采用同群企業的股票收益（Alpha）作為工具變量。企業計提的商譽減值會影響股票收益，同群企業的股票收益受到同群企業商譽減值的影響，同時，其只與同群企業商譽減值有關，與企業自身商譽減值無關，符合工具變量條件，因此本文將同群企業的股票收益作為同群企業平均商譽減值的工具變量。

表4 報告了工具變量回歸結果，由第（1）列可知，Alpha 的系數為-0.026，通過了5%的顯著性檢驗，同群企業的平均股票收益與其商譽減值顯著負相關。第（2）列表明MGWIP的系數為0.224 且顯著，即同群企業平均商譽減值顯著正向影響企業的商譽減值。在進行穩健性檢驗后，可以發現企業的商譽減值行為仍然存在同群效應。此外，工具變量檢驗結果表明，Alpha 不是弱工具變量。

表4 內生性檢驗和穩健性檢驗結果

2.傾向得分匹配（PSM）

為了避免樣本選擇性偏誤對研究結論的影響，本文采用最近鄰1 對1 方法匹配后，用匹配后的樣本重新進行檢驗，表4 的第（3）列報告了PSM 后的回歸結果。可見，PSM 后的回歸結果與基準回歸結果一致。此外，匹配后各匹配變量標準偏差的絕對值都小于10%，滿足平衡性假設。

（四）穩健性檢驗

為了控制公司個體效應的影響，本文采用面板固定效應模型重新進行檢驗，表4 第（4）列報告了回歸結果。此外，本文用商譽減值準備的自然對數作為商譽減值的代理變量，重新進行檢驗，表4 第（5）列報告了回歸結果。可見，穩健性檢驗的結果與基準回歸結果一致，說明本文的研究結論是穩健的。

六、機制檢驗

前文的研究結論支持同一董事網絡的企業商譽減值計提的確存在同群效應，那么商譽減值計提的同群效應的產生原因值得進一步探索。根據社會網絡理論，連鎖董事網絡中商譽減值計提的同群效應的原因可能在于：同一董事網絡的企業能夠共享信息，相互學習或相互模仿。在董事網絡中，企業所處的位置將直接影響企業獲取信息和資源的效率和質量（彭正銀和廖天野，2008）。網絡中心度是描述企業在網絡中位置特征的主要變量。網絡中心度高的企業處于核心地位，能夠更充分、有效地獲取并利用董事網絡的各種信息和資源（杜勇和劉婷婷，2021），受網絡內其他企業的影響更大，同群效應更明顯。因此，本文從信息學習視角探討連鎖董事網絡中企業商譽減值計提同群效應的作用機制。

為檢驗董事網絡中心度高低對商譽減值計提同群效應的作用機制，本文按相同年份、同一網絡內董事網絡中心度（包括程度中心度、接近中心度和中介中心度）的中位數分為高低兩組，分別進行回歸。程度中心度、接近中心度和中介中心度的定義和計算參考陳運森和謝德仁（2012）的方法。

表5 報告了分組回歸結果，其中第（1）、（2）列是按程度中心度的分組回歸結果，第（3）、（4）列是按接近中心度的分組回歸結果，第（5）、（6）列是按中介中心度的分組回歸結果。可以看出，無論采用哪一種中心度指標，高中心度組的GWIP 的回歸系數均顯著為正，說明網絡中心度高的企業更傾向于模仿同一董事網絡內其他企業的商譽減值計提，即表現出商譽減值計提的同群效應。而低中心度組的GWIP 的回歸系數均不顯著，說明低中心度企業的商譽減值計提與企業所在董事網絡的平均情況無關。分組回歸結果與預期相符，說明信息學習效應是商譽減值計提同群效應的作用機制。

表5 商譽減值同群效應的信息學習機制檢驗

七、進一步分析

現有研究發現，完善的公司治理機制能有效抑制商譽泡沫，減少企業計提的商譽減值（張新民等，2018；郭照蕊和黃俊，2020），因此，良好的內外部公司治理機制可能可以在一定程度上削弱商譽減值的同群效應。為此，本文從內部和外部治理兩個角度進一步探討治理機制對商譽減值同群效應的治理效應。

（一）內部治理機制的治理效應

大股東持股比例越高，越有動機和能力監督和激勵管理層，緩解代理沖突（周澤將等，2018）。企業實施的員工持股計劃，尤其是管理層持股使得對管理層的激勵與公司價值趨于一致，能夠通過使管理層更多關注企業長期發展而提高內部治理水平（黃萍萍和焦躍華，2019）。企業內部控制水平越高，高溢價并購的可能性越低，事后計提的商譽減值也相應越少（張新民等，2018）。因此，本文從第一大股東持股比例、管理層持股比例和內部控制三個角度分析企業內部治理機制對商譽減值同群效應的影響，其中第一大股東持股比例（Block）用第一大股東持股數量占公司總股數的比例表示，管理層持股比例（Mnghold）用管理層持股數量占公司總股數的比例表示，內部控制（IC）用迪博（DIB）內部控制指數的自然對數度量。

表6 報 告 了 內 部 治 理 機 制 的 回 歸 結 果。 其 中， 第（1） 和（3） 列 中 交 乘 項MGWIP×Block、MGWIP×IC 的系數均顯著為負，說明大股東治理和高質量內部控制削弱了商譽減值的同群效應。第（2）列中MGWIP×Mnghold 的回歸系數不顯著，說明管理層持股比例對商譽減值的同群效應沒有顯著的抑制作用。這可能是因為我國管理層持股比例普遍偏低，不能很好地發揮治理效應。

表6 內外部治理機制的治理效應檢驗

（二）外部治理機制的治理效應

除了內部治理外，外部治理機制可能同樣會影響企業商譽減值行為。機構投資者及分析師可以利用專業優勢和各種信息渠道提高信息透明度（葉建芳等，2009），削弱管理層的盈余管理動機，進而減弱商譽減值的同群效應。因此，本文從機構投資者持股和分析師關注兩個方面分析外部治理機制對商譽減值同群效應的影響。其中，機構投資者持股（PIS）用機構投資者持股數量占公司總股數的比例表示，分析師關注（AF）用關注公司的分析師數量加1 之和的自然對數表示。表6 報告了外部治理機制的回歸結果。第（4）和（5）列中MGWIP×PIS 和MGWIP×AF 的系數均顯著為負，說明機構投資者和分析師關注顯著削弱了商譽減值的同群效應，發揮了治理作用。

八、研究結論

中國資本市場并購重組持續升溫和企業商譽規模爆發式增長，隨之而來的是眾多商譽“爆雷”事件，嚴重危害了資本市場的穩定發展，引起理論界、實務界和監管部門的廣泛關注。本文基于2007—2020 年滬深兩市A 股上市公司數據，實證檢驗了連鎖董事網絡內所有企業的商譽減值計提的同群效應，并進一步研究內外部治理機制的治理效應。研究結果表明：第一，同一董事網絡中的企業商譽減值計提行為存在顯著的同群效應，且這一效應只在非國有企業中顯著。第二，網絡中心度高的企業表現出商譽減值計提的同群效應，而低中心度企業的商譽減值計提與企業所在董事網絡的平均情況無關。這表明，信息學習效應是董事網絡內商譽減值同群效應的作用機制。第三，股權集中和高質量內部控制有效地抑制了商譽減值的同群效應，但管理層持股對商譽減值的同群效應沒有顯著影響。第四，機構投資者和分析師對商譽減值的同群效應也發揮了顯著的治理效應。

本研究的啟示在于：第一，應加強同群企業商譽減值計提合理性的審查和監督。本文研究發現，企業在商譽減值計提過程中會學習、模仿同一董事網絡內其他企業。好的模仿行為能促進資本市場的健康發展，但不好的模仿行為則可能損害投資者利益，不利于市場穩定。因此，應加強對上市公司商譽減值相關信息披露的監管，避免不合理的商譽減值對資本市場的沖擊。此外，對高額溢價并購的企業保持持續關注，要求企業加強商譽相關的信息披露，加大對長期不計提商譽減值、而突然計提大量減值企業的問詢與懲罰力度。第二，應引導企業提高并購決策的效率，合理控制并購溢價，從源頭上避免巨額商譽“爆雷”問題。企業在商譽減值測試時，應充分考慮并購以來收入、利潤變化趨勢，市場需求和競爭格局的變化情況，同行業業績變化情況。根據減值測試情況計提合理、充分的商譽減值準備，減輕對同一董事網絡內其他企業的商譽減值計提經驗的依賴。