外部治理機制能約束管理者商譽減值的裁量權嗎

重慶大學經濟與工商管理學院 張金若 張鈴媚

一、引言

自2008年《上市公司重大資產重組管理辦法》（證監會令第53號）發布以來，并購活動如雨后春筍般在資本市場上掀起了一股熱潮。各類企業積極通過并購來擴大自身規模，上市公司的競爭也逐漸呈現白熱化的狀態，高溢價并購現象亦層出不窮。隨著并購活動的日益頻繁，也催生出大規模的商譽。尤其是在2018年，上市公司中因商譽減值導致企業業績“變臉”的現象更是數見不鮮。例如，天神娛樂在2018年計提了28.1億元商譽減值準備，一度成為A股市場年度虧損王候選人。奧瑞德在一次性披露17億元商譽減值后，股價跌停。這不禁引發我們進一步思考，為何商譽減值暴雷事件頻頻發生？商譽減值行為的背后除了受上市公司經濟因素的影響，是否存在人為操縱以及多大程度的操縱?

由于商譽的估值技術比較復雜，且具備高度的靈活性，新會計準則在商譽公允價值的確定上給予了管理者更多的裁量權，管理者在判斷商譽價值和商譽減值跡象時往往存在主觀性，其對于商譽減值的確認時間和確認金額有較大的操控空間。這就導致了商譽減值決策的透明度下降，且管理層與其他會計信息使用者之間存在信息不對稱，財務報表的信息披露質量受損等問題日益暴露。由于商譽減值是衡量上市公司未來盈利能力下降的重要指標，某些管理層利用自由裁量權延遲確認甚至直接規避商譽減值，進行利潤操控等行為，從而在短期內達到美化公司收益和提升股票價值的效果；或是選擇在某一年計提大量的商譽減值，以達到資產負債表“大洗澡”的目的。這不僅會在很大程度上削弱商譽減值的價值相關性，阻礙企業的有效信息以更加精確和透明的形式流向市場和投資者，也為企業后續的經營決策埋下安全隱患。

鑒于此，2018年11月，證監會發布《會計監管風險提示第8號——商譽減值》（證監辦發〔2018〕92號），要求強化商譽減值的會計監管，并對進一步規范上市公司商譽減值的會計處理及信息披露做出提示。2019年3月，財政部發布《關于進一步加強商譽減值監督的通知》（財監便〔2019〕23號），要求各地加強對商譽減值的監督和管控，尤其提醒會計師事務所和資產評估機構等增強風險意識，加強監管力度，有效識別并穩妥化解商譽減值風險。商譽“暴雷”實際上是商譽未及時確認的減值，逐漸累積，最終“捂不住”而“暴雷”。因此，理論上，“及時”“準確”計提商譽減值，能夠有效避免“暴雷”。外部治理機制是否能影響管理者的商譽減值決策行為，促使管理層更“及時”“準確”計提商譽減值？不同的外部治理機制扮演怎么樣的監管角色？影響機制是如何發生作用的？基于以上分析，本文擬用2008—2020年間A股非金融類上市公司作為研究樣本，從外部治理機制的角度，研究其對管理者商譽減值裁量權的影響和作用機制，并對比分析不同治理方式的監管效果。

本文可能的貢獻主要體現在以下方面：一是從管理者在商譽減值的操控程度方面的自由裁量權入手，對管理者當局的商譽減值決策展開了深入研究。通過建立預期商譽減值模型，將預期商譽減值與實際商譽減值進行比較，從而測算出管理者對商譽減值金額方面的操控程度。二是從三種外部治理方式的角度，分別考察商譽減值決策中不同治理機制的作用效果，并進一步揭示其內在作用機理。本研究為監管部門加強商譽減值監管，確保商譽減值測試制度有效執行，優化商譽會計信息質量的路徑提供了思路和經驗。

二、理論分析與研究假設

商譽會計準則由攤銷法改為減值測試后，賦予了管理者更多主觀判斷和自由選擇的空間。基于《商譽及其他無形資產》（SFAS142）和《企業合并》（CAS20）所提出的減值測試要求，企業在實行減值測試的具體過程中，需要將商譽分攤至各資產組、預測各資產或資產組的未來現金流量及現值所選取的參數，以上過程包含大量管理者的主觀職業判斷，往往會導致商譽減值與其真實情況出現一定的偏差。此外，除了減值測試流程本身的復雜性之外，商譽減值損失的規模作為反映并購交易失敗的重要指標之一，根據信息不對稱理論和委托代理理論，往往會促使管理者出于對盈余管理、自身收入、潛在聲譽以及職業晉升問題的考慮，權衡當期是否確認商譽減值以及計提商譽減值的金額。與及時、準確計提商譽減值的行為相比，管理者對商譽減值的過度操控會損害商譽減值會計信息質量，降低會計信息決策的有用性，增加企業未來業績變臉和股價暴跌的風險，對資本市場和相關會計信息使用者產生諸多不利的影響和后果。肖明等通過研究管理者在進行商譽減值決策時過度使用自由裁量權的情況，發現經營波動較大或者虧損類的企業利用自由裁量權規避商譽減值的概率更高。Ramanan et al.研究發現，公司管理層出于自身薪酬、聲譽等原因，在公司擁有大規模商譽且存在明顯的減值跡象時仍不計提商譽減值。

如上所述，可以看出管理層能夠利用自由裁量權來達到調整商譽減值決策的目的，從而對商譽會計信息質量產生負面影響。已有研究表明，高質量的外部審計師、分析師和機構投資者等外部機制，具備有效解決信息不對稱、提高會計信息質量的作用，那么這些外部治理機制是否也能夠有效約束管理者對商譽減值自由裁量權的使用呢？

作為資本市場信息質量的守護者，外部審計師需要對上市公司財務報告的合法性、真實性和公允性進行審計，其中也包括對商譽及商譽減值的確認和計量進行審核評估。在對管理層的商譽減值行為進行監督時，要求監管者必須要熟悉商譽減值的相關會計準則并能對管理層的商譽減值決策的過程和合理性進行評估，這就需要審計師具備良好的獨立性和強大的專業素養。高質量的外部審計師具備專業的財務技能和豐富的審計經驗，能夠提供專業的服務和較高的審計質量，精準識別被審計單位的財務風險，揭露其違規行為，發現并抑制管理層的盈余操控行為，從而更客觀地反映公司的真實經營成果和財務狀況。

此外，近年來，在并購行為愈演愈烈的當下，商譽和商譽減值成為了審計的重要風險要素，不少會計師事務所因為審計風險防范不到位而被相關監管部門處罰。對于存在并購商譽和發生商譽減值的公司，審計師會對商譽減值行為給予重點關注，其審計工作時長會有所增加，以應對潛在的審計失敗的風險。審計師出于維護自身聲譽的動機，亦能促進其更好地履行監管職責，約束管理層對商譽減值的不合理操縱行為從而提高自身審計質量。這是由于如果審計師因未能覺察公司和管理層違規行為而導致審計失敗，對審計師事務所及審計師個人聲譽會產生更大的負面影響。綜上所述，本文可以合理推測，高質量的外部審計師事務所擁有的更專業的審計人員、更高的審計效率以及更強的維護自身聲譽的動機，促使其能更有效地發現管理層不及時、不合理的商譽減值決策行為。基于此，本文提出假設1。

H1：高質量的外部審計師能有效約束管理者對商譽減值的裁量權。

證券分析師作為企業與投資者間重要的信息媒介，其對企業管理者具有監督和治理作用，能夠降低信息不對稱問題。分析師對管理者機會主義行為具有約束作用的原因體現在如下兩個方面：一是分析師對某個特定企業進行長期跟進和持續關注，使得分析師能及時發現企業管理層及財務報表的異常之處。分析師可以通過對管理者商譽減值行為進行事前和事后監控，從而縮小管理者對商譽減值的操控空間，提升商譽減值的準確性和合理性，并且分析師人數越多，對管理層濫用商譽減值裁量權的監督效果越好。二是分析師具有信息中介效應，通過對收集并整理信息，對股票進行評級、預測并形成研報，將公司信息傳遞至資本市場，給投資者提供決策參考，有利于緩解管理者與投資者之間的信息不對稱問題。鄭建明等從外部監督的角度驗證了分析師對業績預告違規的影響及其對管理層行為的監管作用，發現證券分析師的跟蹤數量以及明星分析師的數量越多，分析師的預測分歧度越低，上市公司業績預告違規的概率越低，分析師作為外部監督的治理效用越顯著。綜上分析，分析師關注度越高，分析師對公司的業績預測度越精準，將信號傳遞至資本市場的速度越快，從而有效降低公司與投資者間的信息不對稱，使得管理層在進行相關決策時，不得不考慮分析師的監督作用，進而約束自己的不合理不合法行為。基于此，本文提出假設2。

H2：與分析師跟蹤人數較少的企業相比，分析師跟蹤人數越多的企業，更能有效約束管理者對商譽減值的裁量權。

關于我國的機構投資者，目前已形成了以證券投資基金為主體，保險公司、信托公司等其他類型機構投資者共同發展的格局。學者們對于機構投資者在公司治理中扮演的角色是“監督者”還是“合謀者”持不同觀點。一方面，與個人投資者相比，機構投資者擁有更多的資金優勢和信息優勢，通過專業團隊對公司的財務信息進行判斷與分析，更易識別企業的異常經營行為，增加了企業管理者不合理操作行為被發現的風險。Glaum et al.通過國別研究發現，當一個國家的執法制度相對薄弱時，機構投資者能代替公共執法對商譽減值確認的及時性產生監督作用。此外，商譽減值作為管理者進行盈余管理的手段之一，機構投資者作為公司外部監督力量，其專業性與外部性能夠提高公司治理水平，約束管理層通過商譽減值進行盈余管理的行為，進而促進商譽和商譽減值信息更加透明化。而另一方面，潘越等研究發現，當上市公司發生高管變更時，機構投資者扮演的是上市公司管理層“合謀者”的角色。機構投資者可能出于對自身利益的考慮，與管理層合謀，攫取公司利益。

綜上所述，當機構持股比例較大時，機構投資者既有可能更加積極地監督管理層，抑制管理層的投機自利行為從而有效約束其對商譽減值的操控，也有可能為達到短期投資的目的，發生“短視”行為，與管理層“合謀”，這樣便喪失了其對管理層的監督作用，增大了管理者自由裁量權的使用空間。基于此，提出對立假設。

H3a：機構投資者的持股比例越高，其對管理者商譽減值裁量權的約束作用越強。

H3b：機構投資者的持股比例越高，其對管理者商譽減值裁量權的約束作用越弱。

三、樣本選擇與研究設計

（一）樣本選擇與數據來源

本文選取2008—2020年的A股上市公司作為研究樣本。商譽減值和機構投資者數據來自Wind數據庫，其余數據均來自國泰安數據庫。針對樣本數據進行如下篩選：（1）剔除商譽期初數據、當期商譽減值數據及商譽期末數據均為0的公司；（2）剔除所有金融行業的公司；（3）剔除所有ST公司；（4）剔除樣本中關鍵數據缺失樣本。本文使用Excel對數據進行初步處理，使用Stata15進行回歸檢驗。最終得到2 501家公司的年度觀測數據，共計15 815個觀測值，其中商譽減值數據有3 718個。為避免極端值的影響，對所有連續變量均做了首尾各1%的縮尾（Winsorize）處理。

（二）變量定義與研究設計

1.不同外部治理機制對管理者商譽減值自由裁量權的影響

（1）變量定義

①被解釋變量

管理者對商譽減值的裁量權（Discretion）。其測算方法如下所示。

借鑒Gros et al.對于商譽減值裁量權的研究思路和方法，該研究將商譽減值的原因分為僅由經濟因素引起的部分和被管理者操控的部分。通過建立預期商譽減值模型得到商譽減值預測值，將預期商譽減值同實際商譽減值作比較，二者之間的差異即定義為管理者對商譽減值的裁量權。具體操作如下：

第一步，回歸系數估計。將已有的商譽減值數據和引發商譽減值的諸多經濟因素進行回歸，以此獲得與商譽減值相關的經濟因素的回歸估計系數。

第二步，建立預期商譽減值模型。該模型表示僅由經濟因素引起的商譽減值，不包含管理者利用裁量權所操控的部分，此模型中，假定因變量商譽減值是一個未知數，將第一步中獲得的回歸估計系數代入此模型，從而獲得僅由經濟因素引起的預期商譽減值（Pre_GWIMP）。

第三步，將第二步中獲得的預期商譽減值（Pre_GWIMP）與實際商譽減值（GWIMP）作比較，二者差值定義為管理者商譽減值裁量權（Discretion）。

式1中的因變量是未知的，根據第一步中獲得的回歸系數估值將各公司每一年度的相關指標數據代入上述商譽減值預測模型式1之中，即得到僅由經濟因素引起的預期商譽減值（Pre_GWIMP），參照Ayres et al.、Gros et al.對預期商譽減值的處理方式，由于商譽減值一經計提，后期無法轉回，將得到的預期商譽減值為負值的部分視為預期發生商譽減值的可能性低甚至不發生商譽減值，故將其取值為0。把實際發生的商譽減值與預期商譽減值作比較，二者差值即為管理者在商譽減值決策上使用的裁量權（Discretion），如式2所示。

Discretion是本文的被解釋變量，該變量是一系列連續數值。Discretion為負值表示實際計提的商譽減值低于僅由經濟因素引發的預期商譽減值，管理者可能存在規避商譽減值計提的行為；為正值則表示實際計提的商譽減值大于僅由經濟因素引發的預期商譽減值，管理者可能有商譽減值激進行為，即可能存在大量計提商譽減值的行為。

②解釋變量

三種外部治理機制。此模型選取了外部審計師、分析師關注和機構投資者作為外部治理機制，設置了如下變量來衡量外部監督力量的強度。

外部審計師（Audit）：根據中國注冊會計師協會發布的《2020年度會計師事務所綜合評價百家排名信息》，最終選取綜合排名前八的會計師事務所，將其定義為高質量會計師事務所。其中“八大”分別是普華永道、安永、德勤、畢馬威、天健、立信、信永中和、大華。排名前列的事務所審計師質量較高，監督力量也較強。定義選擇“八大”會計師事務所的企業Audit取值為1，否則為0。分析師（Analysist）：分析師跟蹤人數多少分別代表監督力量的強弱，該變量定義為上市公司當年分析師跟蹤人數加1的自然對數。機構投資者（Instiown）：機構投資者持股比例的高低代表監督力量的強弱，對于該變量直接采用公司當年機構投資者持股的占比來進行衡量。

③控制變量

選取企業規模（Size）、總資產報酬率（ROA）、賬面市值比（BM）、資產負債率（Lev）、商譽規模（GWTA）以及影響管理層行為的公司治理因素：兩權分離情況（Dual）和高管持股比例（Mshare），同時控制行業和年份。

以上模型具體的變量定義見表1。

表1 變量定義

（2）研究設計

為了檢驗管理者濫用自由裁量權的行為與外部治理機制間的關系，本文使用式3按照Discretion的不同類別（區分“商譽減值規避行為”和“商譽減值激進行為”）進行分組回歸。為了便于觀測，將Discretion取絕對值。檢驗證券分析師和機構投資者對管理者商譽減值操控行為的約束作用的模型與式3類似，依次將證券分析師的代理變量（Analysist）和機構投資者的代理變量In（stiown）代入下列回歸模型中進行檢驗，此處不再重復列出。

2.不同外部治理方式對管理者商譽減值裁量權的內在約束機制

上文已對外部治理機制在管理者商譽減值裁量權方面的約束效果進行了初步的檢驗。為了探究外部治理方式對管理者自由裁量權的具體影響機制，本文通過進一步研究影響管理者使用自由裁量權操控商譽減值的因素，分別研究不同外部治理機制是如何通過抑制管理者使用裁量權的動機，從而約束管理者行為的。已有文獻研究發現，管理者操控商譽減值的行為主要出于盈余管理動機、薪酬契約和管理層變更等原因。其中，盈余管理動機可能體現為為了盈余平滑或洗大澡而操控商譽減值；薪酬動機可能為了維持良好薪酬而推遲確認商譽減值或降低減值金額；管理層變更動機可能在發生管理層變更當年，提取更多的商譽減值，以將減值責任推卸給上一任管理者。

在上述式3的基礎上進行拓展研究，加入與管理者操控商譽減值動機相關的變量，研究管理層使用自由裁量權操控商譽的內在動機，再分別從外部審計師、證券分析師和機構投資者的視角，研究不同外部治理機制是否是通過抑制以上動機從而約束管理者在商譽減值方面的自由裁量權的。基于此，設計檢驗模型如下：

通過式4來驗證盈余管理、高管薪酬和管理層變更是否為管理層操控商譽減值的動機；然后，本文再繼續觀察外部審計師、證券分析師和機構投資者這三種外部治理機制在約束這三種動機方面分別發揮了哪些作用。可以通過式5觀察外部審計師在約束“盈余管理、高管薪酬和管理層變更”這三類動機對管理層商譽減值裁量權的影響的作用。通過外部審計師與該動機的交乘項系數來反映其對該動機的約束力。檢驗證券分析師和機構投資者約束作用的模型與式5類似，此處不再重復列出。

①文中主要回歸模型為式3和式5，其余模型為上述模型的推導式或檢驗式。

四、實證結果及分析

（一）描述性統計

主要變量的描述性統計結果如表2所示，其報告了式3和式5的描述性統計結果。通過式1和式2的計算，本文獲得10 006個與管理者商譽減值裁量權相關的數據，說明在15 815個樣本中，有63%的公司存在管理者對商譽減值金額不同程度的操縱行為。為了更直觀地對管理者商譽減值裁量權展開分析，本文在后續的分析中將推導式中計算出的管理者商譽減值裁量權（Discretion）取絕對值。裁量權的均值、最小值和最大值分別為0.011、0和0.150，說明不同的公司對商譽減值金額的操縱情況千差萬別。在外部治理機制的變量中，采用“八大”審計師事務所的公司占總樣本的46.2%，標準差為0.499，說明不同公司外部審計質量情況參差不齊。在分析師關注度方面，其跟蹤人數加1后的自然對數均值、最小值和最大值分別為1.663、0和4.331，說明不同公司分析師的關注度存在顯著差異。在機構投資者方面，其持股比例的均值、最小值和最大值分別為0.383、0和0.972，同樣表明不同公司間機構投資者持股比例有較大的差別。

表2 主要變量的描述性統計

（二）多元回歸分析

1.不同外部治理機制對管理者商譽減值自由裁量權的影響

為了檢驗三種不同的外部治理方式對管理者在商譽減值金額層面裁量權的影響，分別將外部審計師、證券分析師和機構投資者作為解釋變量納入式3中進行回歸，結果如表3所示。列（1）、列（2）報告了外部審計師對管理者商譽減值自由裁量權的影響，外部審計師與大量計提商譽減值行為的相關系數為-0.008，在1%的水平上顯著為負，表明外部審計質量越高，能在一定程度上對管理者商譽減值裁量權的過度使用起到抑制作用，H1得到了初步驗證。但在約束管理者利用自由裁量權規避商譽減值方面，則沒有表現出其良好的監督作用。這說明外部審計的監督作用有限，并不能完全察覺管理者對商譽減值的所有操縱行為。列（3）、列（4）報告了分析師對管理者商譽減值自由裁量權的影響，分析師與兩種類型裁量權的相關系數均在1%的水平上顯著為負，表明分析師能對管理者商譽減值裁量權的不合理使用起到良好的約束作用，H2得以驗證。列（5）、列（6）報告了機構投資者對管理者商譽減值自由裁量權的影響，機構投資者持股與兩種類型的商譽減值裁量權之間的相關系數分別為-0.002、-0.018，并且分別在1%和5%的水平上顯著為負，說明機構投資者對管理者商譽減值的自由裁量權具有較好的約束效果，H3a得到了初步驗證。

表3 外部監督機制對管理者商譽減值裁量權的影響

2.不同外部治理方式對管理者商譽減值裁量權的內在約束機制

表4提供了管理者商譽減值裁量權的影響因素和外部審計師對其的約束機制。為了更直觀地展現外部審計師對管理者商譽減值裁量權的約束作用，將管理者商譽減值裁量權（Discretion）取絕對值。根據表4的A部分（式4）列可知，商譽減值裁量權與管理者變更的相關系數為0.002，在5%的水平上顯著為正，而與盈余管理動機、管理者薪酬及管理者任期均無顯著相關關系，管理者變更是管理層利用自由裁量權操控商譽減值的主要動因，隨著管理層的變更，管理者使用裁量權對商譽減值進行操控的概率越大。Masters-Stout et al.也支持該觀點，管理層變更后，新上任的管理者更可能通過盈余管理將業績不利變化歸因于前任。本文進一步引入外部審計師與高管變更的交乘項，以檢驗外部審計師是否就管理層變更對商譽減值操控的不利影響起到抑制作用，結果如（式5）列所示。外部審計師與高管變更變量交乘項的系數為-0.002，并且在5%的水平上顯著為負，說明外部審計師能約束管理者基于聲譽的關注度操控商譽減值的行為。根據表4的B和C部分可知，證券分析師和盈余管理動機以及機構投資者與管理者變更交乘項的系數均為-0.003，并且在1%的水平上顯著為負，說明在證券分析師跟蹤人數較多的情況下，出于盈余管理動機的商譽減值行為減少，分析師主要是通過抑制管理者的盈余管理動機，從而對管理者商譽減值裁量權起到約束作用的，進一步驗證了H2。而機構投資者主要是通過抑制管理者出于對自身聲譽的考慮而操控商譽減值的行為，進而對管理者商譽減值裁量權起到約束作用的，這也進一步驗證了H3a。

表4 外部監督機制對管理者商譽減值裁量權的內在約束機制

（三）穩健性檢驗

1.基于PSM的檢驗

為了緩解樣本選擇上的內生性問題，本文按外部治理機制監督力度的強弱將樣本公司分為處理組和控制組，其中處理組是外部監督力度強的企業，控制組是外部監督力度弱的企業，選擇控制變量公司規模、賬面市值比、資產負債率、商譽余額、是否兩職分離、高管持股比例、年份和行業作為企業外部監督力度的特征變量，并采用“最鄰近匹配”，按1 1的比例對樣本進行匹配。將上述樣本進行重新回歸，結果與前文一致，表明該研究結論具有穩健性。限于篇幅，此處省略實證過程。

2.變量替換法

式3中，關于管理者對商譽減值的裁量權是通過計算預期商譽減值和實際商譽減值的差值計算得出的，其中實際商譽減值（GWIMP）是以當期計提商譽減值除以期初總資產所得。為了增強實證結果的可靠性，將實際商譽減值采用當期計提商譽減值除以當期期初商譽總額來度量，其他變量不變，重新對式3進行回歸，結果與前文一致。此外，在之前的檢驗中，本文采用證券分析師和機構投資者的連續變量對式3進行回歸分析，為了驗證研究結果的穩定性，現采用更換變量度量方式對證券分析師和機構投資者進行重新度量，利用上述變量的虛擬變量重新對式3進行回歸。對于證券分析師監督力度的度量，取所有公司分析師跟蹤人數的中位數，高于中位數取值為1，否則為0。對于機構投資者的度量，取所有公司機構持股者的比例計算中位數，高于其中位數取值為1，否則為0，結果與前文研究結果基本一致。由于篇幅有限，此處結果省略。

3.縮小樣本量

2018年，證監會發布了《會計監管風險提示第8號——商譽減值》，此外，部分專家和學者提議將商譽后續計量方式由減值測試改為逐年攤銷。相關政策的出臺和政策預期致使大多數上市公司在2018年集中計提商譽減值，為了進一步驗證本文結論，將受政策影響較大的2018年樣本數據剔除，對剩余樣本進行回歸檢驗，結果依舊與前文一致，說明本文研究結論具備穩健性。

五、進一步分析

（一）股權性質異質性分析

與非國有企業相比，國有企業不僅僅只關注企業經營績效，更多的需要考慮政治、社會、民生、就業等其他非盈利因素。因此國有企業管理層基于經營業績而進行商譽減值操縱的動機不如非國有企業那般強烈。與國有企業相比，非國有企業面臨著更大的市場競爭壓力，其管理層更有動機通過操縱商譽減值等行為來進行盈余管理，以達到提升公司業績的效果。本文根據企業的股權性質是否為國有，對樣本進行分組回歸，檢驗式3，由于文章篇幅有限，本文僅展示關鍵變量的回歸結果，整合后的結果如表5所示。表5報告的是式3的回歸結果。分析回歸結果可知，外部審計師在非國有企業中的系數為-0.001，且在5%的水平上顯著，而在國有企業中系數不顯著；機構投資者在非國有企業中的系數為-0.003，且在1%的水平上顯著，在國有企業中的系數為-0.001，在5%的水平上顯著，說明外部審計師和機構投資者在非國有企業中的監督作用更明顯。證券分析師在兩類企業間均具有明顯的監督作用。

表5 股權異質性分析

（二）不同類型機構投資者的監督效果

上文關于機構投資者的研究，采用的是上市公司股東中所有機構投資者年末持股比例來衡量機構投資者總體持股的情況，初步檢驗了機構投資者對管理者商譽減值操縱行為的監督作用。而不同類型的機構投資者在資金行為方式、目標偏好、持股周期等方面存在較大的差異，其對企業管理層的監督效用也不盡相同。故本文借鑒楊海燕等對機構投資者的分類方法，將機構投資者分為證券投資基金、社保基金、合格境外機構投資者（QFII）、保險公司、一般法人機構和信托公司六類，研究不同類型機構者對管理者商譽減值裁量權的約束作用。

表6提供了不同機構投資者與管理者商譽減值裁量權的回歸結果。根據列（1）—列（6）可知，證券投資基金、社保基金、合格境外機構投資者（QFII）與兩種管理者商譽減值操縱行為的相關系數均顯著為負，說明這三類機構投資者對管理層商譽減值裁量權具有較強的約束作用。由列（7）—列（12）可知，保險公司與管理層商譽減值操縱行為相關系數不顯著，說明保險公司對管理層操縱商譽減值的行為并未起到監督作用。而一般法人機構和信托公司與管理層商譽減值規避行為呈顯著正相關，說明這兩類機構投資者的存在，不僅沒有對管理層行為起到監督作用，反而助長了管理層操縱商譽減值的行為。這是因為信托公司、一般法人機構和保險公司與被投資公司可能存在某種業務合作關系，該類機構投資者為了維持合作關系，往往會對管理層的決策保持中立或者支持的態度。與之相比較而言，證券投資基金、社保基金和QFII作為獨立性更強的機構投資者，他們對上市公司管理層行為的監督作用更明顯。

表6 不同機構投資者與管理者商譽減值裁量權

六、結論與建議

（一）結論

在并購活動頻發、商譽規模激增的當下，公司業績變臉引發商譽減值暴雷事件屢屢發生，已然嚴重影響到資本市場的穩定運行和企業的可持續性發展。本文選取2008—2020年擁有商譽的A股非金融上市公司為研究樣本，通過研究不同外部治理機制對管理者商譽減值裁量權的約束效果和內在作用機理，研究結果表明：外部審計師在約束管理層商譽減值激進行為方面具有一定的效果，但在約束管理者規避商譽減值的行為方面并無顯著的效果。而證券分析師和獨立性強的機構投資者對上述行為均能發揮良好的監督作用。此外，本文通過研究不同產權性質下，外部治理機制對管理者商譽減值行為的監管作用發現，在非國有企業中，外部審計師、證券分析師和機構投資者對管理者商譽減值裁量權的約束作用更為顯著。

進一步從管理者操控商譽減值的動機出發，研究這些外部治理機制對管理者裁量權的內在約束機理。研究發現，管理者運用自由裁量權操縱商譽減值的動機主要是盈余管理和維護自身聲譽。外部審計師和機構投資者主要是通過抑制管理者基于自身聲譽的關注度而做出的操控商譽減值行為，進而對管理者商譽減值裁量權產生約束作用的。而證券分析師是通過抑制管理者盈余管理動機來約束管理者商譽減值裁量權的。

綜上，外部審計師作為資本市場的重要守護者，在對管理層濫用自由裁量權操控商譽減值的行為方面并沒有充分發揮其約束作用，尤其是在管理層規避商譽減值的行為方面，外部審計師并未扮演好一個有效監督者的角色。而證券分析師和獨立性較強的機構投資者作為第三方力量，在一定程度上彌補了外部審計師監督的不充分和不全面問題，后兩者的存在對管理者濫用商譽減值裁量權行為有一定的約束效力。

（二）建議

鑒于以上研究結論，本文提出如下政策建議：第一，強化對管理層的有效監督，規范管理者行為，提升上市公司對商譽的風險管控能力。公司董事會和內部審計應扮演好公司內部的監督角色，實時關注管理層是否存在利用職權謀取自身利益的行為。第二，健全外部治理機制，強化專業人員能力，促進監督機構穩健發展。監管部門和市場都應引導會計師事務所加強對商譽減值規避行為的審計，對企業商譽減值的相關事項保持合理的職業懷疑，對企業異常的操作行為予以重視，關注商譽減值的事前、事中、事后的全過程是否公允且合理，及時發現并糾正商譽減值中的違規行為，以更大限度地發揮審計的監督作用。此外，政府和市場應積極鼓勵更多的外部治理機構參與到對公司行為的監管中，構筑起資本市場違規行為的有效監管屏障。第三，細化商譽減值測試的可操作性，完善商譽信息披露監管體系，推進會計準則有效執行。針對減值測試中的關鍵步驟和重要參數提供更為客觀、合理和科學的評估方式，縮減管理層和企業的主觀操控空間。同時，應進一步強化對上市公司商譽信息披露的監管，從而提高商譽減值信息的可靠性和價值相關性，優化資本市場的發展環境。