商譽減值、機構投資者持股與股價

摘 要：商譽減值是一種普遍的金融風險，文章通過選擇2010—2022年我國A股上市公司的商譽和股價數據為研究樣本，運用固定效應模型分析了商譽減值對股價的影響，同時進一步研究選取了機構投資者持股比例為調節變量，構建了回歸模型。得出結論： 商譽減值對公司的股票價格有顯著的負相關關系。機構投資者持股比例在商譽減值對股價的負面影響中具有顯著的調節作用。當機構投資者持股比例上升時，商譽減值對股票價格的影響會減弱。文章豐富了公司治理領域內的研究，為提高公司治理水平和促進金融市場穩定具有一定的意義。

關鍵詞：商譽減值 機構投資者持股比例 調節效應

中圖分類號：F830.91 文獻標識碼：A

文章編號：1004-4914（2024）10-049-03

一、引言

在2018年召開的全國金融工作會議中，提出了進一步加強金融風險防范和治理的工作要求。其中包括深化資本市場改革，加強對商譽等非實物資產的監管，完善商譽減值和披露制度等內容。近年來，隨著資本市場監管政策的不斷完善和強化，商譽減值問題得到了更多的重視和關注。根據同花順數據顯示，2023年中A股上市公司合計商譽減值損失金額為628億元，同比減少20.97%。A股5300多家上市公司中，916家上市公司發生商譽減值損失，數量同比增長7.64%，占總上市公司數量的17.08%。后續商譽減值風險不容小覷。未來，在進一步深化資本市場改革中，商譽減值的相關政策措施和規定有望得到進一步完善和落實，以促進資本市場的健康、穩定和可持續發展。

二、理論基礎與研究假設

（一）商譽減值對股價的負面影響

6d5b96da1d4708cf812527a6c6698c52 王春麗、褚志姣認為商譽減值會極大影響企業業績，不論是當年還是更長時間都會有一定的影響[1]。吳詩怡認為，隨著當前并購熱潮的興起，商譽減值的風險逐年攀升。投資者逐漸面臨一個金融市場上不可能消除的困境——信息不對稱，由此可能做出非理性的投資決策。如果被投資公司未及時披露與商譽減值相關的財務信息，將不僅影響股民的投資判斷，還可能加大公司長期經營風險[2]。根據有效市場假說的理論，投資者和市場會對這些重要信息作出反應，尤其是商譽減值導致的業績下滑這類直接影響公司財務狀況和未來盈利能力的信息。這種股價變化可以被視為市場效率力量的體現，說明市場在接收并反映重要信息方面的高效性。王生年和黃蘭蘭指出，并購產生的商譽越高時，其股票就會產生錯誤定價，且其程度也就越大。這種情況下，商譽減值導致的公司業績下滑則會使股價下跌，從而緩解股票的錯誤定價[3]。王文姣等立足于會計穩健性，研究了商譽與股價暴跌的關系，發現在外部治理較差的公司中這種影響更為明顯[4]。故據此提出本文假設1：

H1：商譽減值對股票價格有顯著的負面影響。

（二）機構投資者持股比例的調節作用

連立帥等研究發現，機構投資者能吸引更多投資者的關注，能夠維持股價的穩定[5]。勞蘭珺等立足于信息和噪聲的角度，研究發現在信息公開度高的公司中機構投資者降低股價波動率的效果更顯著[6]。機構投資者通常相對于散戶投資者來說更具有專業的投資決策能力和長期投資眼光，他們更加注重公司的基本面和未來的盈利能力且有更多的信息渠道和研究資源，能夠及時獲取和分析相關信息，對公司的商譽減值能夠做出更為理性和客觀的判斷。因此，即使公司發生商譽減值，機構投資者也會更多地考慮公司的潛在價值和未來發展潛力，通過深入分析和評估來判斷商譽減值對公司的實質影響，而不是盲目地拋售股票。故本文認為機構投資者持股比例在商譽減值對股價的負面影響過程中具有顯著的調節作用，提出本文的假設2：

H2：當機構投資者持股比例越高時，商譽減值對股票價格的負面影響會越弱。

三、研究設計

（一）樣本來源

本文以2010—2022年我國A股上市公司的商譽和股價數據為研究樣本，為了確保實驗結果的可靠性，剔除了金融保險類的樣本數據以及ST和*ST數據。共獲得22355個研究樣本。為避免極端值的影響，對變量進行了上下1%分為縮尾處理，數據均來源于CSMAR數據庫。

（二）變量選取

1.被解釋變量。選擇t+1年4月最后一日的股票收盤價來表示股票價格，以此作為本文的被解釋變量。為了避免股票價格數值較大對回歸結果產生影響，因此，對股票價格進行對數化處理，即股票價格（lnprc）。

2.解釋變量。選擇當期商譽減值損失與當期總股數之比（gwips）表示解釋變量。這樣可以避免量綱對模型造成的影響，提高模型的準確性。

3.調節變量。選擇國泰安數據庫中公布的機構投資者持股比例（INST）作為調節變量，其比例越高代表機構投資者在企業中的決策管理權越大。

4.控制變量。參考Ohlson（1995）價格模型[7]，同時本文在Ohlson價格模型的基礎上又借鑒了相關研究采用商譽減值前每股凈資產（bvps）、總資產收益率（ROA）、資產負債率（Lev）、資產規模（Size）、公司增長情況（Growth）、管理層持股比例（Mshare）、商譽減值前每股收益（other_eps）、股權性質（SOE）作為控制變量。

（三）模型建立

本文在構建回歸評估模型時參考Ohlson提出剩余收益估價模型，又參考了曲曉輝等的研究方法，根據本文的研究內容將每股收益分割為兩個部分，分別是每股商譽資產減值損失和扣除商譽減值損失前的每股收益[8]，并加入相關的控制變量以構建本文的多元線性回歸模型。要驗證假設1，主要看模型一中的回歸系數α1，若回歸系數α1顯著小于0，即可驗證假設1。表達式為：

lnprc=α0+α1gwips+α2bvps+α3other_eps+α4Lev+α5ROA+α6Size+α7Growth+α8Mshare+ε（模型一）

機構投資者在公司治理和資本市場中扮演著不可或缺的重要角色，對于維護市場秩序、促進企業發展和保護投資者利益具有重要意義。其專業性、實力和負責任的投資行為有助于推動市場的良性發展和穩定運行。為了得知機構投資者的參與情況在商譽減值對股價的影響中有何調節作用，本文將機構投資者持股比例（INST）這一調節變量加入到模型一中從而得到模型二。要檢驗假設2，主要看模型二中系數α3是否顯著為負。

lnprc=α0+α1gwips+α2INST+α3gwips_Inst+α4bvps+α5other_eps+α6Lev+α7ROA+α8Size+α9Growth+α10Mshare+ε （模型二）

四、實證分析

（一）描述性統計

根據表1所示，被解釋變量股票價格（lnprc）的最大值為7.604，最小值為0.077，標準差為0.798，說明各上市公司的股價差距較大，最大值和最小值差距明顯，這取決于公司所在的行業等多方面因素，其平均值為2.49，說明高股價的上市公司占比小，更多公司的股SbhcPseW0lQXp7A7NeggOw==價維持在相對較低的一個范圍內，這符合我國的市場現狀。解釋變量每股商譽減值（gwips）的最大值為0.713，最小值為0，平均值為0.018，標準差為0.089，說明商譽減值普遍存在且大額的商譽減值比較少。調節變量機構投資者持股比例（INST）最小值為0，最大值為0.887，標準差為0.238，說明各公司在引入機構投資者方面差別明顯。

（二）回歸分析

商譽減值對股票價格的負面影響的回歸結果如表2所示。為了結果的穩健性防止產生偏差，本文將逐步引入控制變量進行檢驗。在沒有加入控制變量時商譽減值對股票價格的影響如模型（1）所示，在1%顯著性水平下，解釋變量的回歸系數顯著為負。接著考慮更多影響股價的因素引入其他控制變量，結果如表2模型（2）所示，在1%顯著性水平下，解釋變量的回歸系數依然顯著為負。根據以上結果表明商譽減值對股票價格有顯著的負面影響。由此證明了假設1。

（三）調節效應分析

為檢驗機構投資者持股比例在商譽減值對股價作用的影響，本文將機構投資者持股比例（INST）這一調節變量引入到模型（一），得到模型（二）。同樣采取分布添加控制變量的方式控制偏差，在沒有加入控制變量時回歸結果如表2模型（3）所示，每股商譽資產減值損失與機構投資者持股比例的交互項（gwips_Inst）的回歸系數為0.616，在1%顯水平下顯著為正。同上，在表2模型（4）中引入更多控制變量，回歸結果顯示每股商譽資產減值損失與機構投資者持股比例的交互項（gwips_Inst）的回歸系數為0.264，在10%水平下顯著且依然為正。說明機構投資者持股比例越高時，商譽減值對股價負面影響呈削弱的趨勢，故假設2得以驗證。

（四）穩健性分析

為了使結論具有可靠性，首先對主回歸結果使用兩種方法進行檢驗。一是設置啞變量（gwips1），把未發生商譽減值的數據賦值為0，把發生商譽減值的數據賦值為1，經回歸分析驗證后得到與原結果一致的結果，具體如表3模型（1）所示，解釋變量的回歸系數為-0.081，在1%的水平下顯著為負與主回歸結果一致。二是對被解釋變量滯后一期，得到結果依然一致，如表3模型（2）所示，解釋變量的回歸系數為-0.212，在1%的水平下顯著為負。然后對調節效應進行檢驗，設置啞變量INST_01，把機構投資者持股比例大于20%的數據賦值為1，否則賦值為0，用來衡量機構投資者持有公司股份的情況。結果如表3模型（3）所示，交互項（gwips_INST_01）的回歸系數為0.113，在10%的水平下顯著為正，與原結果一致。

（五）異質性分析

國有企業通常受國家政策和政府干預較多，公司的經營決策可能更多地受到政策因素的影響，而非國有企業更注重市場導向和效益化運營。因此，在國企中，機構投資者的影響力和對公司的控制能力可能相對較低，其對商譽減值事件的反應可能相對較弱。同時，國有企業通常面臨更多的信息不對稱和披露不足的問題，導致投資者對公司的商譽及其他財務信息缺乏全面的了解。而非國企可能更注重信息披露和透明度，在商譽減值事件發生時機構投資者能夠更快速準確地獲取并分析相關信息，從而做出更為理性和客觀的判斷。結果也如表3所示，模型（4）為國企組，機構投資者持股比例與商譽減值的交互項回歸系數不顯著，說明機構投資者持股在國企中對商譽減值對股價的影響不具有調節作用。模型（5）為非國企組，機構投資者持股比例與商譽減值的交互項回歸系數在10%水平下顯著為正，這種調節作用很顯著。

五、結論與建議

（一）結論

1.商譽減值對公司的股票價格有顯著的負相關關系。其主要原因還是因為商譽減值向市場和投資者傳遞了一種負面消息，代表公司現在和未來的業績很可能下滑，市場和投資者對該公司的投資信心下降，導致股價下跌。

2.實證結果表明機構投資者持股比例在商譽減值對股價的負面影響中具有顯著的調節作用。當機構投資者持股比例上升時，商譽減值對股票價格的影響會減弱。本文回歸分析中，每股商譽減值的回歸系數仍顯著為負，機構投資者持股比例與每股商譽減值的交互項系數顯著為正，方向與主效應相反，驗證了假設2的成立。具體解釋如下：機構投資者通常擁有更多的信息渠道和研究資源，在公司發生商譽減值時，機構投資者也會更多地考慮公司的潛在價值和未來發展潛力，通過深入分析和評估來判斷商譽減值對公司的實質影響，而不是盲目地拋售股票。因此，商譽減值對股價的影響得到減弱。

（二）建議

1.對于上市公司，在進行并購時要審慎評估目標公司的商譽價值，避免高估商譽導致未來減值損失。同時定期評估商譽價值，確保其與實際價值相符。如果商譽價值出現下降，應及時進行減值處理。最后，建立有效的風險管理機制是必要的，監控商譽價值變化和可能的減值風險，及時采取措施降低風險。

2.對于投資者，在投資之前，應仔細研究公司的商譽情況，了解商譽的構成、價值及可能存在的減值風險。在解讀商譽減值時還應把公司的股權結構納入考慮范圍結合機構投資者持股比例綜合分析。同時，當發生商譽減值時，要理性對待，不要盲目恐慌，根據實際情況做出理性投資決策。

3.對于監管機構，應加強對上市公司并購商譽的監管和審查，確保商譽價值的真實性和透明度，防范商譽減值風險。同時應建立完善的制度和規范，規范商譽的會計處理和披露要求，提高商譽減值的透明度和準確性。最后，政府和監管機構應加強對商譽減值風險的提示和警示，引導上市公司和投資者認識商譽減值的重要性，做好風險管理。

參考文獻：

[1] 王春麗，褚志姣.商譽減值對公司績效的影響研究[J].中國注冊會計師，2020（01）：40-44+3.

[2] 吳詩怡.高溢價并購下上市公司商譽減值與信息披露質量研究[J].現代職業教育，2021（07）：106-107.

[3] 王生年，黃蘭蘭.并購商譽、商譽減值與股票錯誤定價[J].審計與經濟研究，2022，37（04）：66-75.

[4] 王文姣，傅超，傅代國.并購商譽是否為股價崩盤的事前信號？——基于會計功能和金融安全視角[J].財經研究，2017，43（09）：76-87.

[5] 連立帥，朱松，陳關亭.資本市場開放、非財務信息定價與企業投資——基于滬深港通交易制度的經驗證據[J].管理世界，2019，35（08）：136-154.

[6] 勞蘭珺，王芊芊，張娜.機構投資者持股與股價穩定：信息與噪聲視角[J].金融市場研究，2024（03）：20-29.

[7] Ohlson J A. Earnings， book values， and dividends in equity valuation[J].Contemporary accounting research，1995，11（2）：661-687.

[8] 曲曉輝，盧煜，張瑞麗.商譽減值的價值相關性——基于中國A股市場的經驗證據[J].經濟與管理研究，2017，38（03）：122-132.

（責編：賈偉）