摘 要：近年來，我國企業(yè)進(jìn)行了大量并購重組活動，產(chǎn)生了巨額商譽(yù)，也滋生了后續(xù)的商譽(yù)減值問題。從行為經(jīng)濟(jì)學(xué)的視角，研究了A股非金融上市公司2007—2014年的商譽(yù)減值問題，探討了管理者過度自信對并購商譽(yù)減值的影響。研究結(jié)果表明，管理者過度自信對商譽(yù)減值存在正向顯著的影響：在同等條件下，管理者過度自信的企業(yè)，存在更嚴(yán)重的商譽(yù)減值問題，管理者自信加劇了并購的商譽(yù)減值問題。

關(guān)鍵詞：過度自信;商譽(yù)減值;企業(yè)并購;行為經(jīng)濟(jì)

文章編號：1004-7026（2020）05-0088-05??????? 中國圖書分類號：F275;F271;F832.51 ??????? 文獻(xiàn)標(biāo)志碼：A

1? 研究背景

近年來，并購重組越發(fā)成為企業(yè)擴(kuò)大規(guī)模和實現(xiàn)自身成長的有效途徑。在政策的鼓勵與企業(yè)戰(zhàn)略調(diào)整的推動下，A股企業(yè)并購重組事件與日俱增。這些并購產(chǎn)生了巨大的并購商譽(yù)。據(jù)《棱鏡》統(tǒng)計數(shù)據(jù)可知，2008年末，A股商譽(yù)規(guī)模僅為814.46億元，涉及商譽(yù)的上市公司僅有628家;而到2018年第三季度，A股商譽(yù)總額高達(dá)1.45萬億元，涉及商譽(yù)的上市公司多達(dá)2 080家。

商譽(yù)是指購買方對合并成本大于合并中取得的被購買方可辨認(rèn)凈資產(chǎn)公允價值的差額。自2006年財政部發(fā)布企業(yè)合并會計準(zhǔn)則后，商譽(yù)納入計量。但激增的商譽(yù)似乎帶來了更大的泡沫，巨額商譽(yù)減值風(fēng)險已成為制約經(jīng)濟(jì)發(fā)展的“黑天鵝”。商譽(yù)減值是指商譽(yù)的可收回價值低于賬面金額計提的損失。2018年，多家公司計提大量商譽(yù)減值準(zhǔn)備，業(yè)績出現(xiàn)斷崖式下跌。目前，商譽(yù)減值已經(jīng)成為學(xué)者們關(guān)注的重要經(jīng)濟(jì)問題。

管理者過度自信屬于行為金融學(xué)的研究領(lǐng)域，其對于并購的影響，是學(xué)者研究的熱點領(lǐng)域。Brown等（2007）[1]利用媒體對公司CEO的評價衡量CEO的過度自信程度。對澳大利亞市場的研究表明，CEO過度自信和CEO主導(dǎo)在并購決策中起到非常重要的作用。Malmendier和Tate（2008）[2]指出，過度自信的CEO高估了生產(chǎn)收益回報能力，對并購目標(biāo)支付了高溢價。關(guān)于CEO本人對公司的過度投資以及針對CEO的新聞報道等兩個過度自信指標(biāo)的研究發(fā)現(xiàn)，如果CEO被歸為過度自信，那么進(jìn)行收購的概率會高出65%。學(xué)者大都認(rèn)為被歸類為過度自信的管理者，更易于作出市場回報低的并購決策。

“無并購，不商譽(yù)”。管理者過度自信對并購決策的影響是有效而顯著的。那么，因并購產(chǎn)生的商譽(yù)減值問題是否來源于管理者過度自信;存在過度自信管理者時，公司并購后續(xù)商譽(yù)減值問題是否會更加嚴(yán)重;或者說，管理者過度自信是否加劇了并購商譽(yù)減值問題。針對這些問題，以行為經(jīng)濟(jì)學(xué)的視角，實證研究商譽(yù)減值與管理者過度自信的關(guān)系，以充實商譽(yù)減值及企業(yè)管理者過度自信研究。

2? 理論分析與研究假設(shè)

過度自信是源于心理學(xué)的研究成果，指個人對自己判斷能力的一種錯誤高估，是一種認(rèn)知偏差。過度自信被認(rèn)為是個人決策過程中最為普遍和最嚴(yán)重的認(rèn)知偏差。在金融市場上，過度自信刻畫了投資者的一種非理性投資狀態(tài)，其對股票市場過于樂觀，從而產(chǎn)生了投資過度的行為。Gervais和Odean（2001）[3]的研究指出，過度自信是股票市場中的一種普遍現(xiàn)象，其程度不會隨投資者自身環(huán)境、素養(yǎng)和經(jīng)歷的豐富而減少。

過度自信不僅局限了投資者的投資效率，也影響了企業(yè)管理者的并購決策。Capen等（1971）[4]在研究中發(fā)現(xiàn)，贏得石油開采權(quán)的中標(biāo)者最終成交價格高于土地實際價格，“獲勝者”實際支付了高估價格，受到了“贏者詛咒（Winners Curse）”。Roll（1986）[5]在狂妄理論中指出，在兼并收購中管理者由于自身過度自信，容易陷入“贏者詛咒”，作出錯誤并購決策，使競標(biāo)價格高于目標(biāo)公司的市場價值。

有的學(xué)者認(rèn)為，商譽(yù)減值反映了資產(chǎn)長期真實盈利能力的下降。張麗達(dá)和馮均科（2016）[6]以托賓Q值作為被解釋變量，研究了2009—2013年間所有發(fā)生過商譽(yù)減值的A股公司，分析商譽(yù)減值對業(yè)績的影響。研究發(fā)現(xiàn)，商譽(yù)減值作為商譽(yù)的損失項，反映了企業(yè)真實并購業(yè)績的下滑，預(yù)示著企業(yè)在并購時的高業(yè)績承諾無法兌現(xiàn)。有的學(xué)者認(rèn)為，企業(yè)計提商譽(yù)減值損失是出于盈余管理的動機(jī)，以此平滑公司利潤。曲曉輝等（2016）[7]通過研究2007—2013年上市公司數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，上市公司存在利用商譽(yù)減值進(jìn)行盈余管理的行為。但不論是真實業(yè)績的體現(xiàn)，還是盈余管理，都會向資本市場傳遞出負(fù)面消息。

徐經(jīng)長等（2017）[8]通過對2008—2015年A股非金融上市公司的回歸分析，發(fā)現(xiàn)商譽(yù)減值金額對債務(wù)融資成本有顯著負(fù)向影響。當(dāng)債權(quán)人得知債務(wù)人商譽(yù)減值的負(fù)面消息時，為降低投資風(fēng)險，會要求更多的資本金償付。杜春明等（2019）[9]站在債權(quán)人角度分析了商譽(yù)信息對債權(quán)人配置債務(wù)期限的影響。研究發(fā)現(xiàn)，當(dāng)商譽(yù)出現(xiàn)減值時，債權(quán)人會減少長期債務(wù)，從而影響企業(yè)債務(wù)結(jié)構(gòu)。曲曉輝等（2016）探討了作為重要財務(wù)信息的商譽(yù)減值是否會對分析師盈余預(yù)測的準(zhǔn)確性產(chǎn)生影響。分析發(fā)現(xiàn)，商譽(yù)減值會對分析師的分析產(chǎn)生負(fù)向作用，降低分析數(shù)據(jù)的精準(zhǔn)性。

高溢價并購行為是引起商譽(yù)減值的直接原因。Gu F.和Lev B.（2011）[10]指出，造成商譽(yù)減值的根本原因是企業(yè)非理性的并購活動。肖翔等（2019）[11]指出，部分企業(yè)進(jìn)行了較高業(yè)績承諾從而推高了并購估值，部分企業(yè)為美化公司業(yè)績、提升股價和吸引投資而高溢價并購。

目前，國內(nèi)學(xué)者對產(chǎn)生商譽(yù)減值的內(nèi)在機(jī)制并未進(jìn)行系統(tǒng)有效的研究分析。潘愛玲等（2018）[12]通過對2008—2015年上市公司并購事件的分析發(fā)現(xiàn)，管理者因過度自信產(chǎn)生的認(rèn)知偏差是企業(yè)高溢價并購的心理動因，存在管理者過度自信的企業(yè)，會支付更高的并購溢價。

高溢價并購是造成企業(yè)商譽(yù)減值的源頭，而管理者過度自信的心理會導(dǎo)致企業(yè)進(jìn)行高溢價并購。那么管理者過度自信是造成企業(yè)計提巨額商譽(yù)減值的內(nèi)在機(jī)理嗎？管理者過度自信的企業(yè)是否存在更嚴(yán)重的商譽(yù)減值問題呢？

基于上述文獻(xiàn)梳理，在此提出假設(shè)H1：管理者過度自信加劇了商譽(yù)減值問題。

3? 研究設(shè)計

3.1? 樣本選取與數(shù)據(jù)來源

由于我國2006年末將商譽(yù)納入會計計量，選擇研究對象為2007—2017年A股上市公司?？紤]到企業(yè)數(shù)據(jù)資料的公開性與易得性，將A股發(fā)生過商譽(yù)減值的上市公司作為研究目標(biāo)，所有數(shù)據(jù)均來自于WIND數(shù)據(jù)庫。

在A股的所有上市公司中，篩選掉ST和*ST類公司;考慮到金融類公司的特殊性，篩選掉金融類上市公司。由于被解釋變量是根據(jù)t年后3年內(nèi)商譽(yù)減值損失計算得出，因此研究區(qū)間為2007—2014年。同時，去除未發(fā)生過商譽(yù)減值損失的觀測值和數(shù)據(jù)缺失的觀測值，最終得到從2007—2014年的2 256個觀測值。為避免極端值的影響，對所有連續(xù)變量進(jìn)行2.5%和97.5%分位的縮尾處理。

3.2? 模型設(shè)計與變量選取

采用以下回歸方程驗證H1。

GW_IPi，t=？茁0+?？茁1oci，t+？茁2Controli，t+Yeari，t+Industryi，t+？著i，t

（1）

對于被解釋變量商譽(yù)減值，考慮到公司并購?fù)ǔＴO(shè)置3年承諾期，因此第t年并購的商譽(yù)減值通常發(fā)生在承諾期這3年。借鑒何紅渠和李冰潔（2020）[13]的研究方法，GW_IPi，t用第t+1年、t+2年及t+3年公司發(fā)生的商譽(yù)減值減值損失除以第t年年初的總資產(chǎn)表示。其中，每年商譽(yù)減值損失出自WIND數(shù)據(jù)庫里的報表附注。

度量解釋變量管理者過度自信是需要解決的重要問題。Brown等（2007）利用主流媒體對CEO的描述進(jìn)行度量，通過澳大利亞主流媒體對于CEO的不同評價，將對CEO的描述分為自信、樂觀以及不自信（謹(jǐn)慎等）3類。潘愛玲等（2018）使用管理者的背景特性衡量管理者過度自信，具體指標(biāo)包括年齡、學(xué)歷、專業(yè)、性別等，按照評分結(jié)果決定是否為過度自信的管理者。姜付秀等（2009）[14]運用兩種方法來度量管理者過度自信：第一種是運用管理者的薪酬衡量，第二種是運用盈余預(yù)測是否準(zhǔn)確來衡量。關(guān)于第二種方法，他們定義在樣本期的預(yù)測中，只要管理者一次預(yù)測高于實際盈利，則認(rèn)為其是過度自信的管理者。

通過文獻(xiàn)梳理發(fā)現(xiàn)，目前關(guān)于管理者過度自信的度量，主要有管理者持股情況、媒體對于管理者的評價、企業(yè)盈利預(yù)測的誤差、管理者決定并購的頻次和管理者的薪酬待遇情況等方法。

基于數(shù)據(jù)易得性，參考宋淑琴和代淑江（2015）[15]的研究方法，用“薪酬最高的前三名高管薪酬之和”除以“所有高管的薪酬之和”的數(shù)值，衡量管理者過度自信程度。取其中位數(shù)進(jìn)行分組：若數(shù)值大于中位數(shù)，視為企業(yè)管理者為過度自信，取1;若數(shù)值小于中位數(shù)，視企業(yè)管理者沒有過度自信，取值為0。

Controli，t表示加入的控制變量，借鑒何紅渠和李冰潔的研究，將企業(yè)規(guī)模（SIZE）、財務(wù)杠桿（LEV）、總資產(chǎn)報酬率（ROA）、經(jīng)營活動現(xiàn)金流（CFO）、股權(quán)集中度（TOP10）以及托賓Q值（TOBINQ）加入控制。同時，還加入了年度（YEAR）及行業(yè)（INDUSTRY）虛擬變量。具體變量定義見表1。

4? 實證分析

4.1? 描述性統(tǒng)計

表2為主要變量的描述性統(tǒng)計。其中，商譽(yù)減值損失占總資產(chǎn)的比例（GW_IP）最高為0.187 7，最低為0.000 1，說明不同上市公司并購后續(xù)商譽(yù)減值問題的惡劣程度有所不同。管理者過度自信情況中，均值為0.5，說明有半數(shù)發(fā)生商譽(yù)減值損失的公司存在管理者過度自信的情況。企業(yè)規(guī)模的對數(shù)（SIZE）均值為21.878 9，標(biāo)準(zhǔn)差為1.182 0，這就說明公司規(guī)模大小各不相同。財務(wù)杠桿（LEV）的均值為0.420 6，經(jīng)營活動現(xiàn)金流量（CFO）的均值為0.042 1。股權(quán)集中度（TOP10）的均值為0.573 4，說明前十大股東的持股比例較高，股權(quán)較為集中?？傎Y產(chǎn)報酬率（ROA）最小值為-0.056 4，最大值為0.171 3，說明不同公司的業(yè)績水平波動性較大。同時，托賓Q值（TOBINQ）標(biāo)準(zhǔn)差較大，為1.540 4，說明市場對不同公司的價值評價區(qū)別較大。

4.2? 回歸結(jié)果及分析

從表3回歸結(jié)果可以看出，在控制了時間和行業(yè)參數(shù)后，OC與GW_IP的回歸結(jié)果依然顯著，其系數(shù)在5%的水平下顯著正相關(guān)。即管理者存在過度自信現(xiàn)象的企業(yè)，比不存在過度自信的企業(yè)，在其他條件不變下，可以平均增加商譽(yù)減值約0.003 8。這證明假設(shè)成立，即管理者過度自信加劇了商譽(yù)減值問題。同時發(fā)現(xiàn)，企業(yè)規(guī)模及企業(yè)總資產(chǎn)報酬率對商譽(yù)減值損失有顯著負(fù)向影響，即企業(yè)規(guī)模越大，資產(chǎn)運營越有效，商譽(yù)減值損失越小。

4.3? 穩(wěn)健性檢驗

本研究直接利用第t年的商譽(yù)減值損失除以第t年末的總資產(chǎn)，衡量第t年發(fā)生的商譽(yù)減值。考慮到管理者決策產(chǎn)生的作用效果會產(chǎn)生一定的時滯，利用第t-2年管理者過度自信作為自變量進(jìn)行回歸，其他控制變量不變。此時，研究期間為2007—2017年，篩選后得到1 517個有效數(shù)據(jù)。如表4所示，通過回歸，OCi，t-2的回歸系數(shù)依然在5%水平下顯著正相關(guān)。管理者存在過度自信現(xiàn)象的企業(yè)，比不存在過度自信的企業(yè)，在其他條件不變下，控制行業(yè)、時間后，可以平均增加商譽(yù)減值約0.001 6。

5? 研究結(jié)論及理論啟示

選取2007—2014年上市A股非金融類發(fā)生過商譽(yù)減值損失的上市公司作為研究目標(biāo)，收集整理得到2 256個樣本數(shù)據(jù)，研究管理者過度自信對于商譽(yù)減值的影響。通過實證檢驗得出以下結(jié)論：管理者過度自信變量顯著正向的影響了企業(yè)的商譽(yù)減值損失，在同等條件下，存在管理者過度自信現(xiàn)象的企業(yè)，商譽(yù)減值問題更嚴(yán)重;即管理者過度自信加劇了企業(yè)商譽(yù)減值的問題。

研究從行為經(jīng)濟(jì)學(xué)角度揭示了公司管理者過度自信心態(tài)對并購商譽(yù)減值的影響，為企業(yè)管理者提高自身業(yè)務(wù)能力提供了全新的方向;為投資者根據(jù)財務(wù)報表和管理者薪酬等判斷公司業(yè)績提供了有效方法;在政府層面，為政府管理者提供了心理學(xué)思路規(guī)范公司治理的依據(jù)，以及有關(guān)公司并購重組和會計規(guī)范的政策導(dǎo)向。

研究還有很多的不足之處。首先，對管理者過度自信的衡量，目前學(xué)術(shù)界還沒有統(tǒng)一的標(biāo)準(zhǔn)，考慮到數(shù)據(jù)易得性，只采用薪酬作為度量標(biāo)準(zhǔn)。薪酬是否能準(zhǔn)確反應(yīng)管理者過度自信程度，有待討論。其次，目前對商譽(yù)減值的文獻(xiàn)比較少、不夠系統(tǒng)，利用未來3年商譽(yù)減值除以總資產(chǎn)來度量當(dāng)年并購產(chǎn)生的減值是否完整準(zhǔn)確，也有待商榷。再次，未將是否兩職合一、董事會規(guī)模、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)等反應(yīng)企業(yè)特性的控制變量加入回歸分析。

作者簡介：褚天揚(yáng)（1996—），女，漢族，山東濟(jì)寧人，碩士研究生，研究方向：國民經(jīng)濟(jì)學(xué)。

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（編輯：郭? 瑞）

新聞動態(tài)

農(nóng)村集體產(chǎn)權(quán)制度改革試點全面推開

日前從中央農(nóng)辦、農(nóng)業(yè)農(nóng)村部獲悉，為貫徹落實2020年中央1號文件精神，根據(jù)《中共中央、國務(wù)院關(guān)于穩(wěn)步推進(jìn)農(nóng)村集體產(chǎn)權(quán)制度改革的意見》有關(guān)部署，農(nóng)村集體產(chǎn)權(quán)制度改革試點將全面推開。

2015年以來，全國先后開展了4批農(nóng)村集體產(chǎn)權(quán)制度改革試點。此前已有15個?。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市）開展整省試點。其余省份中，北京、上海、浙江已經(jīng)基本完成改革，尚有山西、內(nèi)蒙古、遼寧、湖北、廣東、廣西、海南、四川、云南、西藏、甘肅、青海、新疆等13個省份沒有開展整省試點。2019年這13個省份也將全面推開農(nóng)村集體產(chǎn)權(quán)制度改革試點，實現(xiàn)改革試點省級全覆蓋。

據(jù)了解，整省試點方案內(nèi)容將由中央農(nóng)辦、農(nóng)業(yè)農(nóng)村部審核后分省批復(fù)，全部試點任務(wù)到2021年10月底前基本完成。

（白鋒哲 鞏淑云）