管理者風險偏好對上市公司商譽減值的影響研究*

劉愛明，徐華友

（中南大學商學院，湖南 長沙 410000）

一、引言

近幾年來，并購重組成為推動供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革、深化國有企業(yè)改革、提高企業(yè)產(chǎn)業(yè)集中度和核心競爭力的重要方式（陳澤藝和李常青，2020）。2014年，國務(wù)院和證監(jiān)會先后發(fā)布了《關(guān)于進一步優(yōu)化企業(yè)兼并重組市場環(huán)境的意見》和《上市公司重大資產(chǎn)重組管理辦法》，降低了企業(yè)并購重組的門檻，釋放了制度紅利。2014 年起，A股上市公司并購事件的數(shù)量和披露金額快速增長，在“多兼并重組，少破產(chǎn)清算”的政策基調(diào)下，2015年A股市場的并購數(shù)量達9892起，披露金額超過5萬億，迎來了爆發(fā)式增長。由于并購是造成企業(yè)出現(xiàn)商譽減值損失的重要原因，大規(guī)模并購產(chǎn)生了巨額泡沫，增加了商譽減值的風險。到2016年，我國上市公司的商譽規(guī)模已經(jīng)突破萬億。頻繁并購導致上市公司紛紛遭遇業(yè)績變臉，給資本市場帶來了不穩(wěn)定性。研究發(fā)現(xiàn)，商譽減值損失降低了股票收益，兩者之間具有顯著的負向關(guān)系（Chen等，2008）。Sun和Zhang（2016）發(fā)現(xiàn)，商譽減值會降低上市公司的債券信用評級，同時，商譽減值是企業(yè)未來盈利能力下降的主要因素，商譽減值損失的披露會下調(diào)投資者和財務(wù)分析師的預(yù)期，導致公司機會流失（Li等, 2011）。在此背景下，有關(guān)商譽由減值改回攤銷的討論引起越來越多人的關(guān)注。2018年11月16日，證監(jiān)會發(fā)布了《會計監(jiān)管風險提示第8號——商譽減值》，明確要求對因企業(yè)合并所形成的商譽，不論其是否存在減值跡象，都至少要在每年年終進行減值測試，企業(yè)不得以業(yè)績補償承諾為由不進行商譽減值測試。這一文件進一步規(guī)范了商譽減值的會計處理及信息披露，強化了會計監(jiān)管。

傳統(tǒng)的古典經(jīng)濟學主張，決策主體是完全理性的利己者，個人情感特質(zhì)并不會對決策過程產(chǎn)生影響。然而，理性人假設(shè)并不能完全解釋現(xiàn)實生活中的一些“非理性”行為，越來越多的學者發(fā)現(xiàn)，職業(yè)經(jīng)理人在公司經(jīng)營決策的過程中會表現(xiàn)出“非理性”行為。高階梯隊理論（Hambrick和Mason，1984）認為，首席執(zhí)行官會以高度個性化的視角來看待公司所處的境況，公司的決策后果部分受到管理者個人特征、過往經(jīng)驗以及價值觀念的影響。作為企業(yè)的實際控制者，管理者會對公司的生產(chǎn)經(jīng)營活動產(chǎn)生重要的影響，并在公司決策中發(fā)揮關(guān)鍵作用。所以有關(guān)管理者背景特征的研究，一直是公司研究的重要組成部分。

基于上述背景，結(jié)合管理者風險偏好特質(zhì)研究A股上市公司商譽減值這一問題，對于防范化解金融風險具有重要的理論和現(xiàn)實意義。文章的創(chuàng)新點在于：第一，目前研究管理者風險偏好與商譽減值的文獻較少，本文基于我國的資本市場，將行為金融學領(lǐng)域的管理者風險偏好要素和會計中的商譽減值結(jié)合起來，能夠為研究商譽減值的影響因素提供更多的思路；第二，本文不僅考慮了影響商譽減值的相關(guān)因素即管理者風險偏好，還進一步考慮了管理者風險偏好影響企業(yè)商譽減值的具體路徑和渠道，使研究內(nèi)容更加完整；第三，本文分別從內(nèi)外部考慮了內(nèi)部控制質(zhì)量、企業(yè)社會責任對管理者風險偏好和商譽減值的調(diào)節(jié)效應(yīng)，進而說明企業(yè)主動履行社會責任、構(gòu)建完善的內(nèi)部控制體系的積極意義。

二、文獻綜述與研究假設(shè)

（一）管理者風險偏好與商譽減值

Strong和 Meyer（1986）研究發(fā)現(xiàn)，攤銷能帶來積極的市場反應(yīng)。隨后開展的研究發(fā)現(xiàn)，市場反應(yīng)與公司重組或經(jīng)營決策公告正相關(guān)，但與包括商譽攤銷在內(nèi)的攤銷活動顯著負相關(guān)（Bartov等, 1998）。美國財務(wù)會計準則第142號《商譽和無形資產(chǎn)》（以下簡稱SFAS142號準則）發(fā)布之后，商譽減值降低了股權(quán)市場的價值（吳虹雁和劉強， 2016）。在有商譽資產(chǎn)的公司中，未來股價崩盤的風險要高于沒有商譽資產(chǎn)的公司，并購商譽對股價崩盤風險存在預(yù)警作用（王文姣等, 2017）。除了對會計信息相關(guān)性造成的影響，商譽減值也會直接影響到高管的薪酬及分析師的預(yù)測精度。Darrough等（2014）通過考察商譽減值損失與經(jīng)理人報酬之間的相互關(guān)系，發(fā)現(xiàn)商譽減值損失在很大程度上會降低經(jīng)理人的報酬。曲曉輝等（2016）基于盈余管理視角，研究商譽減值是否影響分析師的盈余預(yù)測，結(jié)果發(fā)現(xiàn)上市公司在發(fā)生商譽減值后，分析師盈余預(yù)測的精確度降低了，盈余預(yù)測的分歧度也隨之增大。

一些文獻主要從并購視角和盈余管理視角對管理者風險偏好與商譽減值的關(guān)系進行理論分析。韓宏穩(wěn)等（2019）研究表明，并購作為公司規(guī)?？焖僭鲩L的一種便捷途徑, 可為管理層重新擬訂薪酬契約提供較好的契機，加上任期有限，管理層有動機開展并購活動。在并購的過程中，由于信息的不對稱和獲取準確信息的高成本，被并購方可能通過選擇性披露、調(diào)整會計信息、粉飾財務(wù)報表以及過度承諾等方式獲得更高的收益和定價主導權(quán)。在這種情況下，并購企業(yè)難以準確判斷被并購資產(chǎn)的真實價值。因此，在不確定性條件下，管理者進行并購溢價決策時容易受到風險偏好、過度自信等非理性因素的影響（潘愛玲等，2018），風險偏好程度越高的管理者越傾向于做出并購決策，且更愿意支付高額的并購溢價。而并購時的溢價水平越高，并購后商譽減值的規(guī)模就會越大（Li等，2011）。

此外，管理者風險偏好還會引發(fā)其盈余管理行為。當管理者偏好風險時，會容易高估自身的能力以及所掌握信息的準確性，從而低估投資項目的風險，導致企業(yè)采取過度的兼并收購或過度投資的行為，使企業(yè)陷入財務(wù)危機。此時，管理者很可能會進行盈余管理來掩飾其過失，使投資者和債權(quán)人相信公司的業(yè)績是真實的，以維持投資者和債權(quán)人的信心。姚宏等（2006）在一次實驗研究中發(fā)現(xiàn)，不同風險偏好的管理者的操縱行為有顯著差異，管理者風險偏好水平越高，他們越可能采取一定手段調(diào)高公司利潤。商譽減值在測試過程中，管理者存在著盈余管理動機。Ramanna和Watts（2012）指出，通過游說活動來支持實施SFAS142號準則的公司，更有可能在商譽減值測試中運用自由裁量權(quán)，在商譽減值測試中，管理者存在機會主義行為。尤其是當會計準則和制度發(fā)生重大變化時，一些過去做假賬或采用不穩(wěn)健會計政策導致資產(chǎn)負債不實的上市公司，往往會選擇巨額沖銷并將巨額虧損歸咎于新的會計準則和制度，這其中絕大部分是并購產(chǎn)生的商譽（黃世忠，2002）。在并購交易發(fā)生的當年，個別上市公司在商譽未發(fā)生減值跡象的情況下，就對商譽計提了全部或部分減值，人為調(diào)節(jié)企業(yè)經(jīng)濟業(yè)績，導致會計信息失真（馮衛(wèi)東和鄭海英，2013）。盧煜和曲曉輝（2016）認為，商譽減值存在“盈余平滑”和“洗大澡”兩種盈余管理動機，當公司扣除商譽減值損失前的盈余較高時，會通過確認較多的商譽減值進行盈余平滑；而扣除商譽減值損失前的盈余較低時，會通過確認較多的商譽減值進行“洗大澡”。

因此，風險偏好程度越高的管理者，越有可能進行并購重組活動并支付高溢價，而高額并購?fù)殡S著高額的商譽，形成“商譽泡沫”，如果企業(yè)在承諾期滿后無法達到業(yè)績標準，便會計提大規(guī)模的商譽減值。同時，風險偏好型管理者越有可能利用“盈余平滑”和“洗大澡”來進行負向盈余管理，大額沖銷商譽，以避免企業(yè)利潤波動幅度過大帶來的負面影響，或者為后續(xù)年度“扭虧為盈”創(chuàng)造條件?；诖?，文章提出如下假設(shè)：

H1：上市公司的管理者風險偏好與商譽減值正相關(guān)。

（二）管理者風險偏好、內(nèi)部控制質(zhì)量與商譽減值

內(nèi)部控制是企業(yè)一項重要的制度安排，在維護企業(yè)資產(chǎn)安全、提高經(jīng)營效率和防范經(jīng)營風險等方面具有重要意義。有效的內(nèi)部控制能夠優(yōu)化并購目標的選擇，確保目標方與本企業(yè)在戰(zhàn)略目標、關(guān)鍵資源及產(chǎn)業(yè)鏈等方面保持最大程度的一致性或互補性，緩解整合過程中存在的信息不對稱等問題，并減少整合過程中的利益沖突和意見分歧，進而增強企業(yè)并購后的整合能力，提高并購業(yè)績（楊道廣等，2014）。具體來說，當企業(yè)面臨是否需要實施并購以及需要達到何種并購目標的抉擇時，決策層往往會重點關(guān)注被并購方與企業(yè)戰(zhàn)略目標的適配性以降低并購整合風險。但在這一過程中，管理者可能出于偏好風險或構(gòu)建“經(jīng)理帝國”的目的而進行一些與企業(yè)目標不一致、整合難度高的并購活動，而完善的內(nèi)部控制制度可以減少經(jīng)理人的決策偏誤和機會主義會計選擇的可能性（楊德明等，2009）。同時，并購后的整合還涉及到計劃的制定和執(zhí)行、資源的分配以及信息反饋與控制等活動，這些活動的順利開展需要依賴大量的信息，可以說信息的數(shù)量和質(zhì)量直接決定了并購決策能否成功。高質(zhì)量的內(nèi)部控制限制了經(jīng)理人或大股東披露虛假信息、操縱會計信息和利益侵占的行為，提高了會計穩(wěn)健性，并建立了企業(yè)內(nèi)部人員與內(nèi)外部環(huán)境之間頻繁有效溝通的渠道，從而傳遞出更多的非財務(wù)信息，降低了整合過程中信息不對稱的程度。即內(nèi)部控制質(zhì)量越高的企業(yè)其信息不對稱的程度越低（黃壽昌和楊雄勝，2010），這在一定程度上確保了并購整合活動的順利開展，避免了并購不達預(yù)期而引發(fā)的大規(guī)模商譽減值。王治皓等（2020）在研究海外并購時還發(fā)現(xiàn)，完善的內(nèi)部控制制度可以使企業(yè)在并購戰(zhàn)略規(guī)劃、標的物選擇、并購計劃安排、并購交易方式與并購后資源整合中很大程度上預(yù)防與規(guī)避可能的運營風險。Li等（2020）研究發(fā)現(xiàn)，與未披露內(nèi)部控制報告的上市公司相比，自愿披露內(nèi)部控制報告的上市公司本年度的盈余質(zhì)量得到提高。范經(jīng)華等（2013）指出，高質(zhì)量的內(nèi)部控制有助于抑制公司的應(yīng)計盈余管理行為，事務(wù)所的行業(yè)專長能同時抑制公司的應(yīng)計盈余和真實盈余管理行為。不難看出，內(nèi)部控制系統(tǒng)在監(jiān)督管理者行為以及降低代理成本方面扮演著重要的角色，加強內(nèi)部控制有助于提高盈余質(zhì)量，保證財務(wù)報表的可靠性（董望和陳漢文，2009）。有效的內(nèi)部控制系統(tǒng)通過建立完善的制度框架極大地約束了高層管理者的權(quán)利和義務(wù)，并形成監(jiān)督與制衡（趙息和張西栓，2013），避免管理者因個人利益而私自篡改或故意隱藏商譽減值的相關(guān)信息，從而降低了代理成本，有效地抑制了管理者操縱商譽減值的動機及能力（張新民等，2020）。

基于上述研究，本文認為，一方面，良好的內(nèi)部控制能夠有效抑制管理者的風險偏好，促使其在并購過程中更加審慎地考慮其行為的合理性和效益性，保障企業(yè)在制定并購戰(zhàn)略、實施并購決策以及接管、整合和評價并購活動的過程中規(guī)避各種風險，并將其控制在企業(yè)所能承受的范圍內(nèi)，保障企業(yè)并購價值的實現(xiàn)（崔永梅和余璇，2011）。避免管理者出于私利盲目擴張，冒險進行并購，過高估計被并購企業(yè)價值，一定程度上減少了企業(yè)未來出現(xiàn)巨額商譽泡沫而大額計提減值所帶來的風險。另一方面，一個完善的內(nèi)部控制系統(tǒng)作為一個積極因素，可以有效發(fā)現(xiàn)和糾正企業(yè)有意識和無意識的錯誤，為企業(yè)提供更多可靠的財務(wù)信息，并減少管理者進行盈余管理的意圖。高質(zhì)量的內(nèi)部控制會增加風險偏好型管理者進行盈余管理的成本，降低其道德風險和逆向選擇的可能性，在高質(zhì)量的內(nèi)部控制環(huán)境下，管理者的風險偏好會受到限制，其通過商譽減值手段進行盈余管理的動機也會受到限制。由此提出以下假設(shè)：

H2：高質(zhì)量的內(nèi)部控制能夠削弱管理者風險偏好與商譽減值之間的正相關(guān)關(guān)系。

（三）管理者風險偏好、企業(yè)社會責任與商譽減值

如今，積極履行社會責任已經(jīng)逐漸成為國家的規(guī)范式安排和企業(yè)的自覺行為。一方面，企業(yè)承擔社會責任可以幫助其在社會中塑造良好的形象，贏得更多忠誠的消費者；也可以借助良好的公眾形象和廣泛的知名度，拓展融資渠道，降低融資成本，吸引更多潛在的投資者幫助企業(yè)獲取充足的資源以創(chuàng)造價值。與此同時，公眾和媒體對企業(yè)不負責任行為的曝光和追蹤，有效減少了偷稅漏稅、操縱財務(wù)信息、食品安全隱患等一系列不負責任的行為，從而形成一種“聲譽責任”（劉華等，2016），促使企業(yè)更加注重對社會責任的履行和企業(yè)形象的塑造。同時，管理者為了維護自己在勞動力市場和社會化網(wǎng)絡(luò)中的形象和聲譽，也會積極地承擔社會責任。宋獻中等（2017）在探究企業(yè)股價崩盤風險的形成機制時發(fā)現(xiàn)，企業(yè)披露社會責任信息顯著地降低了上市公司未來股價崩盤的風險，并且自愿披露對股價崩盤風險的約束作用更強。社會責任報告信息強制披露提高了信息透明度，更加準確地向市場傳遞了有關(guān)定價的高質(zhì)量信息,可以顯著改善資產(chǎn)定價的效率，減輕誤定價程度（許罡，2020）。楊皖蘇和楊善林（2016）發(fā)現(xiàn)大型企業(yè)社會責任履行程度與財務(wù)表現(xiàn)之間具有正相關(guān)性，社會責任履行程度越高的國內(nèi)500強企業(yè)，其財務(wù)表現(xiàn)越好。

另一方面，企業(yè)履行社會責任降低了管理層進行盈余管理活動的動機和可能性。Hong和Andersen（2011）研究發(fā)現(xiàn)，越積極承擔社會責任的公司其真實的盈余管理活動越少，應(yīng)計盈余質(zhì)量更高。Kim等（2012）認為，如果企業(yè)高管認為企業(yè)承擔社會責任是道德上的當務(wù)之急，他們將編制更透明的財務(wù)報表，這將有助于避免盈余管理。Gras-Gil（2016）同樣指出，企業(yè)社會責任從道德和倫理上影響著企業(yè)的決策過程，它積極地提高了企業(yè)的聲譽，對盈余管理產(chǎn)生了負面影響。也就是說，企業(yè)披露社會責任信息提高了會計信息透明度和會計信息質(zhì)量，向市場傳遞了企業(yè)經(jīng)營良好的信息，一定程度上緩和了與利益相關(guān)者之間的信息不對稱問題，抑制了并購商譽確認中的機會主義行為，有助于緩解內(nèi)部人信息優(yōu)勢所導致的諸如稅收轉(zhuǎn)移、內(nèi)幕交易和盈余管理等委托代理問題，避免虛商譽估值過高而出現(xiàn)泡沫等現(xiàn)象（許罡，2020）。許罡（2020）在研究后發(fā)現(xiàn)，社會責任履行具有信號效應(yīng)和聲譽約束功能，社會責任履行情況越好的企業(yè)，越能有效抑制高商譽確認的盈余管理行為，從而使得商譽資產(chǎn)更低，商譽泡沫更少。在信號效應(yīng)和聲譽責任的約束下，企業(yè)會更加愛惜自己的羽毛，管理者會更加謹慎地選擇投資戰(zhàn)略，在并購時做出更加充分的考慮和權(quán)衡。如果業(yè)績承諾達不到預(yù)期，即意味著并購決策的失誤，企業(yè)商譽減值的負面消息傳遞到市場中將會影響企業(yè)及管理者的聲譽和形象。同時，管理者由于風險偏好等非理性因素在并購商譽的確認過程中存在的自由裁量權(quán)等盈余管理行為也會因為社會責任的履行而受到抑制。因此，社會責任履行程度越高的企業(yè)，管理者風險偏好對商譽減值的正向影響會減弱，由此本文提出如下假設(shè)：

H3：企業(yè)積極履行社會責任能夠削弱管理者風險偏好與商譽減值之間的正相關(guān)關(guān)系。

三、研究設(shè)計

（一）樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

文章以2014-2019年A股上市公司為研究樣本，對原始數(shù)據(jù)進行如下處理：第一，剔除金融類的上市公司；第二，剔除相關(guān)觀測數(shù)據(jù)缺失的公司樣本。最終得到11065個觀測值，其中1706個確認了商譽減值損失，9359個未確認商譽減值損失。公司財務(wù)數(shù)據(jù)主要來源于Wind數(shù)據(jù)庫和CSMAR數(shù)據(jù)庫，內(nèi)部控制指數(shù)來自迪博數(shù)據(jù)庫，企業(yè)社會責任評分來源于和訊網(wǎng)。為了控制極端值的影響，對連續(xù)變量進行了1%和99%的縮尾處理。

（二）研究模型與變量說明

為驗證管理者風險偏好對商譽減值的影響，建立以下模型：

為驗證內(nèi)部控制質(zhì)量對管理者風險偏好與商譽減值的調(diào)節(jié)效應(yīng)，建立以下模型：

為驗證企業(yè)社會責任對管理者風險偏好與商譽減值的調(diào)節(jié)效應(yīng)，建立以下模型：

其中管理者風險偏好分別從兩個層面進行衡量：第一，公司層面。借鑒Walls和Dyer（1996）、龔光明和曾照存（2013）、池國華等（2016）的做法，采用公司風險資產(chǎn)與總資產(chǎn)的比率來衡量管理者風險偏好（PRISK）。其中公司風險資產(chǎn)包括交易性金融資產(chǎn)、應(yīng)收賬款、投資性房地產(chǎn)、債券投資、其他債權(quán)投資與其他權(quán)益投資工具的總和；第二，個人層面。借鑒陳菊花等（2012）、孫文章等（2016）的方法，以管理者個人風險資產(chǎn)與其總財富的比例作為衡量管理者風險偏好的另一個指標（APPETITE）。其中，管理者個人風險資產(chǎn)主要指管理者的持股市值，總財富包括了管理者持股市值與管理者薪酬的總額。

控制變量的選取，本文借鑒Li（2016）、郭照蕊和黃俊（2020）、魏志華和朱彩云（2019）的做法，選取了公司規(guī)模、財務(wù)杠桿、總資產(chǎn)收益率、賬面市值比、董事會規(guī)模、獨立董事比例、兩職合一、股權(quán)集中度、審計質(zhì)量等要素，同時控制了行業(yè)與年度。其中公司規(guī)模、財務(wù)杠桿、總資產(chǎn)收益率、賬面市值比為公司財務(wù)方面的變量，董事會規(guī)模、獨立董事比例、兩職合一、股權(quán)集中度和審計質(zhì)量為內(nèi)外部監(jiān)管方面的變量。各變量的含義如表1所示：

表1 變量定義

控制變量?BS 董事會規(guī)模 公司董事會成員數(shù)量IDP 獨立董事比例 公司獨立董事人數(shù)/董事會總?cè)藬?shù)DUAL 兩職合一 若董事長與總經(jīng)理為同一人，則取1；否則取0 TOP 股權(quán)集中度 第一大股東持股比例BIG4 審計質(zhì)量 采用國際四大會計師事務(wù)所取1；否則取0 YEAR 年份 虛擬變量IND 行業(yè) 虛擬變量

表2為主要變量描述性統(tǒng)計?？梢钥吹剑套u減值虛擬變量的均值為0.154，說明在2014-2019年間，報告樣本中有15.4%的公司計提了商譽減值；PRISK均值為0.158，即樣本中上市公司風險資產(chǎn)占總資產(chǎn)比重的均值為15.8%，最小值為0.3%，最大值為54.9%；APPETITE的均值為0.565，最小值為0.000，最大值為0.996，不同公司管理者風險偏好存在較大差異；ICQ的均值為6.467，最小值為5.708，最大值為6.695，不同上市公司內(nèi)部控制指數(shù)沒有表現(xiàn)出較大差異，初步反映出在監(jiān)管部門要求下建立內(nèi)部控制并保障其穩(wěn)健運行已經(jīng)成為大多數(shù)企業(yè)的共識；CSR的均值為22.321，最小值為-3.08，最大值為72.76，不同上市公司企業(yè)社會責任評分存在很大差異。

表2 主要變量的描述性統(tǒng)計

四、實證分析

（一）基準模型回歸分析

1.管理者風險偏好與商譽減值回歸分析

對于商譽減值虛擬變量，文章采用Logit方法進行回歸，并對年份和行業(yè)進行控制，回歸結(jié)果均經(jīng)過White異方差修正（下同），結(jié)果如表3所示。第（1）列的回歸結(jié)果顯示：PRISK的回歸系數(shù)為1.639，且在1%的顯著性水平下顯著為正；第（2）列回歸結(jié)果顯示：APPETITE的回歸系數(shù)為1.021，同樣在1%的顯著性水平下顯著為正。模型1的回歸結(jié)果說明，在控制了其他因素的情況下，管理者風險偏好程度越高，上市公司發(fā)生商譽減值的可能性越大?；貧w結(jié)果與H1的預(yù)期一致。

表3 管理者風險偏好與商譽減值回歸結(jié)果

2.管理者風險偏好、內(nèi)部控制質(zhì)量與商譽減值回歸分析

表4是內(nèi)部控制質(zhì)量對管理者風險偏好和商譽減值的調(diào)節(jié)效應(yīng)的回歸結(jié)果。第（1）列的回歸結(jié)果顯示，PRISK與GWI的回歸系數(shù)為1.627，且在1%的顯著性水平下顯著，進一步驗證了管理者風險偏好與商譽減值之間存在著顯著的正相關(guān)性。內(nèi)部控制質(zhì)量（ICQ）與PRISK交乘項的系數(shù)為-2.459且在10%的顯著性水平下顯著為負。第（2）列的回歸結(jié)果顯示，APPETITE與GWI的回歸系數(shù)為1.011，同樣在1%的顯著性水平下顯著，即管理者風險偏好與商譽減值之間存在著顯著的正相關(guān)性。內(nèi)部控制質(zhì)量（ICQ）與APPETITE交乘項的系數(shù)為-0.767且在10%的顯著性水平下顯著為負?；貧w結(jié)果說明高質(zhì)量的內(nèi)部控制抑制了管理者的風險偏好等非理性行為，從而降低了上市公司發(fā)生商譽減值的概率，內(nèi)部控制質(zhì)量對管理者風險偏好與商譽減值之間的正向關(guān)系起到了負向的調(diào)節(jié)作用，與H2的預(yù)期一致。

表4 管理者風險偏好、內(nèi)部控制質(zhì)量與商譽減值的回歸結(jié)果

3.管理者風險偏好、企業(yè)社會責任與商譽減值回歸分析

表5是企業(yè)社會責任對管理者風險偏好和商譽減值的調(diào)節(jié)作用的回歸結(jié)果。第（1）列的結(jié)果顯示：PRISK與GWI的回歸系數(shù)為1.607且在1%的顯著性水平下顯著成立，即管理者風險偏好與商譽減值存在正相關(guān)關(guān)系，這與H1的假設(shè)一致。企業(yè)社會責任（CSR）與PRISK交乘項的回歸系數(shù)為-0.184，同樣在1%的顯著性水平下顯著為負。第（2）列的回歸結(jié)果顯示：APPETITE與GWI的回歸系數(shù)為0.994且在1%的顯著性水平下顯著成立，進一步驗證了H1的合理性。企業(yè)社會責任（CSR）與APPETITE交乘項的回歸系數(shù)為-0.027且在10%的顯著性水平下顯著為負?；貧w結(jié)果說明企業(yè)社會責任具有聲譽約束和信號效應(yīng)，抑制了管理者的風險偏好程度，從而顯著調(diào)節(jié)了管理者風險偏好與商譽減值之間的正向關(guān)系，調(diào)節(jié)變量的回歸結(jié)果驗證了H3。

表5 管理者風險偏好、企業(yè)社會責任與商譽減值回歸結(jié)果

（二）穩(wěn)健性檢驗

為保證回歸結(jié)果的穩(wěn)健性，本文采用替代自變量、替代因變量、自變量滯后一期、采用工具變量等方法進行檢驗。第一，替代自變量?；鶞驶貧w中對于管理者風險偏好的衡量，是從公司風險資產(chǎn)和管理者個人風險資產(chǎn)方面考慮的。在穩(wěn)健性檢驗中，參考張鐵鑄（2010）的研究，采用防御距離衡量管理者風險偏好，即：防御距離（MRP）=（期初現(xiàn)金及現(xiàn)金等價物+期初交易性金融資產(chǎn)+期初應(yīng)收款項）/經(jīng)營活動現(xiàn)金流出/365。第二，替代因變量。基準回歸中采用商譽減值虛擬變量衡量上市公司發(fā)生商譽減值的可能性或者風險。在穩(wěn)健性檢驗中，采用“上市公司年末商譽減值損失金額與年初總資產(chǎn)的比例”來衡量商譽減值計提的規(guī)模，該變量為連續(xù)變量。由于樣本中含有大量零觀測值，所以采用零膨脹泊松回歸的方法。第三，使用滯后一期的管理者風險偏好替代管理者風險偏好，以消除實證回歸的內(nèi)生性問題。第四，為進一步克服內(nèi)生性問題，選取“上市公司注冊地所在省份年彩票銷售額”并取其對數(shù)作為工具變量（IV），進行兩階段最小二乘回歸分析以進一步控制內(nèi)生性。省份年度彩票銷售額數(shù)據(jù)來源于中華人民共和國財政部官網(wǎng)。統(tǒng)計上，文章對IV和內(nèi)生變量管理者風險偏好（PRISK、APPETITE）以及被解釋變量商譽減值（GWI）的相關(guān)系數(shù)進行檢驗，發(fā)現(xiàn)IV與PRISK、APPETITE顯著正相關(guān)，而IV與GWI并無顯著的相關(guān)關(guān)系，表明文章選取的工具變量合理。

采用上述方法重新進行回歸，回歸結(jié)果與基準回歸保持一致，表明前文實證分析結(jié)論是可靠的，具有較好的穩(wěn)健性①受文章篇幅限制，穩(wěn)健性檢驗回歸結(jié)果從略。如有需要，可向作者索取。。

（三）中介效應(yīng)檢驗

使用依次檢驗法，構(gòu)建以下模型考察并購商譽在管理者風險偏好增加商譽減值過程中的中介作用：第一步為基準回歸模型，即管理者風險偏好與商譽減值之間的關(guān)系。

第二步構(gòu)建模型（5）估計管理者風險偏好與并購商譽（超額商譽）之間的關(guān)系，然后加入并購商譽（超額商譽）這一中介變量構(gòu)建模型（6）考察中介效應(yīng)，控制變量與前文保持一致。

模型（5）的被解釋變量分別為“并購商譽（GW）”和“超額商譽（GW_e）”，并購商譽的衡量公式為上市公司第t年并購商譽金額的對數(shù)；超額商譽即上市公司第t年并購商譽總額與行業(yè)平均并購商譽金額之間的差額。控制變量與前文保持一致。

回歸結(jié)果見表6和表7。在表6第（1）列中，PRISK與GW的回歸系數(shù)為6.554且在1%的顯著性水平下顯著，說明管理者風險偏好與并購商譽存在著正相關(guān)關(guān)系；加入中介變量后，GW與GWI具有顯著的正相關(guān)關(guān)系（回歸系數(shù)為0.127），且PRISK的回歸系數(shù)顯著，說明模型存在部分中介效應(yīng)。在第（2）列中，APPETITE與GW的回歸系數(shù)為5.837且在1%的顯著性水平下顯著。加入中介變量后，GW與GWI的回歸系數(shù)為0.122，顯著正相關(guān)，同時APPETITE的回歸系數(shù)在1%的顯著性水平下顯著為正，說明模型存在部分中介效應(yīng)。

表6 并購商譽的中介效應(yīng)回歸結(jié)果

表7 超額商譽的中介效應(yīng)回歸結(jié)果

表7的回歸結(jié)果也表明超額商譽存在著部分中介效應(yīng)?；貧w結(jié)果說明管理者風險偏好顯著影響了并購商譽和超額商譽的發(fā)生額，即風險偏好型管理者會傾向于進行更頻繁、更高溢價的并購活動，并購活動產(chǎn)生了高額商譽，進而影響了上市公司商譽減值發(fā)生的概率，這與H1的分析一致。

五、研究結(jié)論與啟示

本文研究管理者風險偏好與商譽減值之間的關(guān)系，并進一步探討內(nèi)部控制質(zhì)量和企業(yè)社會責任在其中的作用機制，通過分析2014-2019年A股上市公司的數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)：第一，管理者風險偏好與商譽減值顯著正相關(guān)，即管理者風險偏好程度越高，企業(yè)發(fā)生商譽減值的風險越大；第二，內(nèi)部控制質(zhì)量、企業(yè)社會責任承擔程度能夠顯著抑制管理者風險偏好對商譽減值的影響，證實了調(diào)節(jié)效應(yīng)的存在。第三，通過中介效應(yīng)檢驗，厘清了管理者風險偏好影響上市公司商譽減值的具體路徑?；谝陨涎芯拷Y(jié)論，得到如下啟示：

第一，要構(gòu)建全方位的公司治理體系，優(yōu)化管理層非理性行為。要完善公司的組織架構(gòu)，充分發(fā)揮董事會會議、審計委員會等機構(gòu)的監(jiān)督作用。不斷優(yōu)化公司的股權(quán)結(jié)構(gòu)，引入機構(gòu)性投資者等外部投資者，分散公司的股權(quán)，避免經(jīng)理人股權(quán)占比過高而占據(jù)絕對的話語權(quán)，一定程度上可以緩解管理者的風險偏好等非理性行為。

第二，要進一步規(guī)范企業(yè)的并購重組行為，提高并購的門檻和條件。嚴格審批并購程序，防止不切實際的盲目并購，完善并購全過程的信息披露制度，避免出現(xiàn)頻繁的非效率投資現(xiàn)象，降低“商譽泡沫”及其減值風險。鼓勵中介服務(wù)機構(gòu)和并購?fù)度谫Y機構(gòu)的發(fā)展，建立行業(yè)準則，為企業(yè)并購提供更多的知識和智力支持。

第三，完善商譽減值準則，減少盈余管理的空間?？梢詮恼邔用嫔弦龑髽I(yè)建立健全商譽減值內(nèi)部控制制度，包括商譽的初始確認、減值跡象監(jiān)控、減值測試流程等。進一步完善商譽減值的信息披露制度，要求上市公司對在商譽的初始確認和后續(xù)計量中使用的參數(shù)的依據(jù)作出詳細披露，減少管理者在商譽減值過程中的機會主義行為。強化對會計師事務(wù)所、第三方評估公司等中介機構(gòu)的職業(yè)道德要求和監(jiān)管力度，提升中介機構(gòu)的執(zhí)業(yè)水平和獨立性，防止出現(xiàn)與上市公司合謀進而提供虛假財務(wù)報告和審計報告的行為。

第四，構(gòu)建完整的內(nèi)部控制體系，不斷提升內(nèi)部控制質(zhì)量。內(nèi)部控制是公司治理中的重要制度安排，企業(yè)應(yīng)當重視內(nèi)部控制帶來的積極治理效應(yīng)，引導員工樹立正確的內(nèi)部控制意識并強化與內(nèi)控工作相關(guān)的培訓。同時建立配套的監(jiān)督和激勵機制，對內(nèi)控制度的實施進行階段性的跟蹤和檢查，對存在的問題及時進行修正并實施問責。借鑒發(fā)達國家的企業(yè)制度建設(shè)經(jīng)驗，從控制環(huán)境、風險評估、控制活動、信息與溝通和內(nèi)部監(jiān)督五個方面構(gòu)建全面的內(nèi)部控制體系，用制度約束管理者的風險偏好等非理性行為，引導其作出正確的價值選擇。

第五，引導企業(yè)樹立正確的社會責任觀，積極履行社會責任。督促企業(yè)提升社會責任感，為消費者提供符合規(guī)范的高質(zhì)量產(chǎn)品。引導企業(yè)加強對員工利益的保障，構(gòu)建良好的企業(yè)文化，為員工發(fā)展提供充足的空間。鼓勵企業(yè)積極融入國家戰(zhàn)略，進行精準扶貧、慈善公益。社會責任與企業(yè)的經(jīng)濟利益并不是對立的，而是可以成為企業(yè)進一步發(fā)展的機遇和助推器，企業(yè)應(yīng)當樹立正確的認識，將履行社會責任有機融入到經(jīng)營目標中，實現(xiàn)多方共贏。