高溢价并购特征与商誉减值及时性

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高溢价并购特征与商誉减值及时性*
——基于并购时管理层过度自信的视角
卢晓哲 朱南军

[提 要] 本文跟踪了并购事件层次商誉从形成到首次减值的过程，并将商誉减值时间和减值风险分为合理减值和延迟减值两部分，通过使用生存分析模型的半参数模型，在一定程度上解决了合理减值时间和风险无法衡量的问题，实证检验了并购特征中的管理层过度自信程度与商誉减值及时性的关系。研究发现，相比于非过度自信的管理层，并购时过度自信的管理层会高估并购溢价，对后续期间的商誉减值风险认知不足，进而延长商誉减值延迟时间、降低商誉减值及时性。本文的研究结果对商誉减值及时性领域做出了有益补充，为有关部门完善商誉减值相关准则和制定商誉减值风险管控政策提供了经验证据。

[关键词] 商誉减值及时性；商誉减值风险；管理层过度自信；政策监管

一、引言
并购是企业迅速扩张的有效手段。然而，高溢价并购引致的商誉减值问题却日趋严重，主要表现为公司商誉账面价值占总资产或净资产的比重越来越高，商誉减值风险随着经济周期波动逐渐增加，这可能对公司实际经营成果造成重大影响。(1)中国证券监督管理委员会，《会计监管风险提示第8号—商誉减值》，2018-11-16。国内外监管机构和学术界(卢煜和曲晓辉，2016；Hayn & Hughes，2006；Li & Sloan，2017；Glaum et al.，2018；Chung & Hribar，2021)认为，商誉减值测试可能给予企业管理层过度的选择权。当商誉出现具有经济实质的减少(Economic Impairment of Goodwill)(2)即本文所述的“经济实质商誉减值”。如果按照会计准则的要求，企业的商誉减值测试是客观、合理且有足够证据支撑的(目前，监管层和学术界普遍认为商誉减值测试存在操纵空间，进而导致商誉减值普遍存在不及时的问题)，那么,企业进行商誉减值测试后所做出的商誉减值决策即为“经济实质商誉减值”。时(Hayn & Hughes，2006)，管理层可能利用这种选择权推迟商誉减值。2018年11月16日，中国证监会针对愈发严重的商誉减值问题，出台了《会计监管风险提示第8号——商誉减值》，强调并购商誉减值存在“未恰当并及时计提”(3)同①。的情况。

商誉减值是企业并购形成商誉的后续计量过程，这意味着，商誉减值不及时问题需要溯源到企业的并购过程。总结我国近十年来的大型并购事件和美国并购历史上五次并购浪潮的共同点，可以发现，大规模的并购交易一般发生在经济复苏时期或扩张时期，趋势向上的资本市场为并购交易的融资提供了充沛资金。当资本市场过度繁荣并形成泡沫时，主并企业的高股价和并购双方的普遍乐观预期进一步推高了并购溢价(Roll，1986；Shleifer & Vishny，2003)，形成存续在财务报表中的高商誉。那么，这种乐观预期推高并购溢价的并购特征，是否会影响商誉后续计量的减值及时性？

针对这个问题，本文旨在探寻过度自信型并购与商誉减值及时性的关系。本文首先梳理了高溢价并购的相关文献，将管理层过度自信作为高溢价并购的典型并购特征之一，讨论了使用生存分析模型研究商誉减值及时性问题的优势与可行性；然后，通过生存分析法研究过度自信型并购与商誉减值及时性的关系，结果表明，相比于非过度自信型并购，过度自信型并购事件推迟商誉减值的可能性相对更高，商誉减值延迟时间相对更长；在此基础上，针对过度自信型并购，本文探寻了商誉减值及时性的可行路径，研究发现，信息披露、内部控制以及监管层适时的提示有助于提高此类并购事件的商誉减值及时性。

本文有三个主要研究贡献。(1)在理论研究上，本文基于管理层过度自信抬高并购溢价的假说(Roll，1986；杜兴强等，2011；李丹蒙等，2018)，借鉴Chung & Hribar(2021)(4)虽然方向类似，但本文研究与Chung & Hribar(2021)有明显区别。Chung & Hribar(2021)的研究侧重于商誉减值测试时的管理层过度自信，而本文关注并购形成时的管理层过度自信，即影响并购溢价支付的非理性部分的管理层因素，两者存在明显区别。举例来说，随着并购标的的逐年运营，并购时不确定的事项逐渐变得确定，并购时过度自信的管理层在后续期间并不一定继续维持过去的判断；反之，商誉减值测试时过度自信的管理层并不一定在并购期初同样过度自信。的生存分析模型，进一步推演至高溢价并购引致的商誉减值不及时问题，完善了这一假说的后半部分。(2)本文手工梳理了并购标的层次数据，跟踪了商誉从形成到首次减值的全过程，并使用并购事件样本数据计算总体的商誉减值可能性和商誉减值时间，利用Cox等比例风险模型的半参数模型特征，在控制其他客观因素影响的前提下，假定合理发生商誉减值的可能性和合理进行商誉减值的时间是仅与时间t有关的函数，进而分析过度自信型并购对于这两个函数的推迟作用。(3)本文研究结果对于未来的政策修订也有一定参考价值。处理商誉减值不及时的问题“既要治标，也要治本”，不能仅仅从盈余管理的角度限制管理层自由裁量权，还需要从并购角度关注商誉形成时的非理性膨胀。此外，本文发现，监管层适当的风险提示、对内控和信息披露的监管等有利于提高商誉减值及时性。

本文后续部分的内容安排如下：第二部分结合相关文献展开分析，推演出本文的研究假说；第三部分介绍本文的研究设计；第四部分展示相关实证研究结果，并进行稳健性检验；第五部分为进一步研究，分析信息透明度与内部控制质量对商誉减值准备计提不及时(因管理层并购时过度自信引起)的调节作用，以及我国2018年会计监管风险提示文件对其的影响；最后为本文研究结论。

二、文献综述与研究假设
(一)文献综述
1.商誉减值的制度背景和相关文献。

商誉的形成来源于企业合并。2006年，我国财政部印发的《企业会计准则第20号——企业合并》(5)中华人民共和国财政部，《企业会计准则第20号——企业合并》，2006-03-09。中规定，在非同一控制企业合并中，购买方对合并成本大于合并中取得的被购买方可辨认净资产公允价值份额的差额，应确认为商誉。《企业会计准则第8号——资产减值》规定，企业应当在资产负债表日判断资产是否可能发生减值的迹象，因企业合并所形成的商誉和使用寿命不确定的无形资产，无论是否存在减值迹象，每年都应当进行减值测试。企业商誉出现减值迹象，意味着企业存在客观的商誉减值风险。然而，商誉减值测试的实质是，企业对于客观存在的商誉减值风险的主观判断，导致了企业商誉减值存在不及时的情况。2018年11月16日，针对愈发严重的商誉减值问题，中国证监会出台《会计监管风险提示第8号——商誉减值》，文件认为企业的商誉减值测试通常存在以下几个问题：未按规定步骤进行减值测试、未恰当并及时计提商誉减值、披露的商誉项目及商誉减值金额缺乏充分、适当的证据支持等。

现有文献对于商誉减值的研究，主要集中在商誉减值的动机如盈余管理动机(卢煜和曲晓辉，2016)、影响因素如管理层薪酬(Glaum et al.，2018)、股价高估程度(胡凡和李科，2019)、审计质量(郭照蕊和黄俊，2020)、高管权力(谭燕等，2020)和市场反应等(Li & Sloan，2017；韩宏稳等，2019；张新民等，2020)，鲜有文献研究商誉减值的及时性。如何衡量商誉减值的及时性，始终是有争议性的话题。关键问题在于，从并购形成商誉开始，商誉的经济实质价值(6)本文所指的“商誉的经济实质价值”是商誉经济意义上的价值，而不是财务报表中披露的商誉价值。这是因为企业进行的商誉减值往往存在滞后性，财务报表中的商誉项目金额和商誉经济含义上的价值可能并不匹配。虽然商誉实际的价值是不可观测的，但是参考Hayn & Hughes(2006)，Glaum et al.(2018)，Chung & Hribar(2021)的研究，我们可以从企业业绩与股价两个层面，估计“商誉的经济实质价值”是否减少。但是，本文只在理论推演中引入“商誉的经济实质价值”概念。鉴于估计“经济实质商誉减值”时间节点的准确性难以衡量，本文仅分析了“商誉是否出现经济实质减值”对于商誉减值延迟时间的影响，进而排除了拒绝假设前提的可能性情形，并没有在后续的实证检验中对其进行估计。就如同处于黑盒之中，投资者、审计师以及监管层无法进行观测，只能依赖企业提供的数据。当企业在会计层面(7)本文所指的“会计层面商誉减值”即企业在财务报告中计提商誉减值，这样界定是为了与“经济实质商誉减值”进行区分。如下文的理论推演所示，会计层面商誉减值的时间节点与经济实质商誉减值的时间节点之间，往往存在一段商誉减值延迟时间，这段延迟时间也是本文界定商誉减值及时性的基础。计提商誉减值后，公众才后知后觉，发现企业会计层面的商誉减值存在延迟。在国外最早研究商誉减值及时性的文献中，Hayn & Hughes(2006)认为，企业并购形成商誉后，商誉便融入企业对应的资产组中，企业内外部很难衡量商誉究竟创造了多少价值，即便计算对应资产组创造的价值，也很难判断商誉与对应资产组的匹配是否合理。总而言之，我们无法界定绝对意义上的商誉减值及时性。(8)即当商誉的经济实质价值减少，但企业并没有计提商誉减值时，从投资者和监管层的角度，作出商誉减值是否被推迟的合理判断。但是，我们可以从商誉减值及时性的影响因素(如企业的非理性并购特征等)角度出发，分析相对意义上的商誉减值及时性，即存在某些特质(上文所述的并购特征)的企业，是否相比市场上其他企业，更容易存在商誉减值不及时问题。

2.商誉减值及时性的相关研究。

商誉减值是否及时，取决于企业是否出现了客观存在的商誉减值风险以及企业是否充分认知了这种客观风险后进行减值决策。Elliot & Hanna(1996)认为，资产减值可以分为两个主要部分：第一部分反映经济现实，第二部分反映管理操纵。对于商誉减值来说，实际的商誉减值风险可以分为客观的商誉减值风险和企业风险认知偏差两部分，当企业充分合理地认知客观商誉减值风险时，企业风险认知偏差为0，实际的商誉减值风险等于客观的商誉减值风险，企业会及时地进行商誉减值；当企业因存在盈余操纵等动机导致风险认知不足时，企业风险认知偏差小于0，实际的商誉减值风险小于客观的商誉减值风险，企业很可能推迟商誉减值。经济环境的恶化和合并后资产组的经营效率下降意味着客观的商誉减值风险增加，管理层存在盈余操纵动机意味着企业对商誉减值风险的认知不足。Hayn & Hughes(2006)梳理了1988—1998年发生的并购事件，并跟踪到2004年，使用经营效率指标和并购特征指标来估计商誉减值发生的可能性(只考虑经济现实，没有考虑管理操纵)，发现实际的商誉减值相比于估计的商誉减值平均滞后3年～4年，商誉普遍存在减值不及时的情况。这意味着，在现实环境中，实际的商誉减值风险往往比客观存在的商誉减值风险更低，而这种偏差主要是由管理层对商誉减值风险认知不足导致的。

此外，对于商誉减值及时性的衡量问题，国外构建了多种指标间接衡量减值及时性，但是都存在各自的缺陷，且并不适用于我国企业。例如，André et al.(2017)构建了三种商誉经济实质减值指标，分别使用企业合并报表的市账比和息税前负收益等指标，判断商誉是否出现经济实质商誉减值(9)Beatty & Weber(2006)认为，如果公司的市场价值减去其权益账面价值的差，小于资产负债表中报告的商誉项目金额，则可能发生了经济实质商誉减值；此外，Ramanna & Watts(2012)认为，如果某个公司的市账比在一定时期内低于1，也可能出现经济实质商誉减值。同时，表现出减值前经营亏损的公司也可能出现经济实质性商誉减值。，发现管理层存在进行真实盈余管理来推迟商誉减值的行为。Glaum et al.(2018)认为股票市场会提前反映商誉减值信息，股票负回报信号往往会在商誉减值前1年出现，因此可以通过股票负回报信号来衡量经济实质商誉减值(10)Glaum et al.(2018)将上一年度的股票收益(RETURN_LAG)纳入估计模型中，进而衡量商誉减值及时性。如果商誉减值是延迟(及时)的，那么预期RETURN_LAG的系数显著为负(没有显著性)。，进而判断商誉减值是否及时。同时Glaum et al.(2018)发现相对完善的制度和政策监管有利于提高商誉减值及时性。但是，实际上，这两种判断商誉减值及时性的方法都存在局限性，使用合并企业的市账比会导致判断基准混杂了母公司的企业特征，也就是说，很可能合并企业业绩变差时，子公司业绩并没有出现下滑，那么合并企业整体上市账比小于1并不能代表商誉在经济实质层面已经出现减值。此外，利用滞后1年股价判断商誉减值及时性混杂了更多的不可见因素，很有可能股价的提前下跌反映的是企业其他基本面特征。

3.管理层过度自信与商誉减值及时性。

企业的商誉减值决策涉及大量的主观估计，是一种事后会计稳健性的体现，而管理层过度自信会提高主观估计相对于客观事实的偏离程度。从商誉的会计处理角度，管理层过度自信可以划分为并购商誉形成时的过度自信和商誉减值测试时的过度自信。两者的区别在于过度自信的侧重点不同：即并购商誉形成时的管理层过度自信侧重于管理层相信并购支付价格是物有所值的；而商誉减值测试时的管理层过度自信侧重于管理层相信在当期无须进行商誉减值。对于商誉减值测试，Chung & Hribar(2021)通过使用生存分析模型，发现在商誉减值测试时，过度自信的管理层会低估后续期间企业面临的商誉减值风险，进而推迟商誉减值，降低商誉减值及时性。在现有文献中，Roll(1986)、杜兴强等(2011)以及李丹蒙等(2018)均认为，过度自信的管理层往往会支付更高的溢价来完成并购，这一现象被称为“赢家的诅咒”。Roll(1986)提出了“管理层自负假说”来解释这种现象。杜兴强等(2011)认为，公司高管为了实现自己的野心或雄心，对一些并不成熟的并购势在必得，因此在估价的过程中往往出现过度乐观、自负的倾向，从而导致并购价格非理性地节节攀升。并购溢价过度支付往往会引致后续的一系列风险，杨威等(2018)研究发现，过高的并购溢价引致了后续的股价泡沫和崩盘。同时，过度自信的管理层高估自身能力并可能低估商誉减值风险(March & Shapira，1987；Nofsinger，2005)。由此可见，现有文献主要关注并购特征中的管理层过度自信与并购溢价的关系，鲜有文献关注并购特征中的管理层过度自信和后续商誉减值及时性之间的关系。

(二)研究假设
认知心理学认为，过度自信是有限理性的决策者在行为决策时普遍存在的一种认知偏差，过度自信的管理层会高估自身能力及低估风险(March & Shapira，1987；Nofsinger，2005)。过度自信的管理层往往对并购决策的未来投资回报过度乐观，进而高估并购溢价(Roll，1986；李丹蒙等，2018)，Roll(1986)称其为“管理层自负假说”。但是，当后续期间面临商誉减值压力时，客观存在的商誉减值风险逐渐增加，管理层为了美化利润表和维持企业的市场形象，很可能有意或无意地淡化商誉减值风险，进而导致实际的商誉减值风险低于客观存在的商誉减值风险，并推迟商誉减值。总体而言，这种因管理层过度自信引致的商誉减值不及时问题，存在两种可能原因。一方面，从减值测试角度看，存在过度自信特征的管理层会高估自身能力，低估并购溢价过度支付引致的更高的商誉减值风险。例如，Nofsinger(2005)发现，过度自信的管理层认为，自己的能力可以处理并购后出现的各种问题，进而低估商誉减值风险。此外，Chung & Hribar(2021)发现，过度自信的管理层在商誉减值测试中存在推迟商誉减值的现象。另一方面，从并购发生角度看，并购时过度自信的管理层在高估并购溢价后，当意识到该并购项目产生的投资回报与预期不符，且在经济实质层面已经出现减值时，基于维护自身声誉、职位和薪酬利益的动机，会掩盖经济实质商誉减值迹象，拒绝承认过去的并购决策存在问题，进而推迟会计层面的商誉减值。例如，Lehn & Zhao(2006)实证检验了“问题并购”(11)基于Shleifer & Vishny(2003)提出的“并购的股价驱动”假说，假设金融市场是低效的，而管理层是理性经济人，他们清楚地了解并购标的的短期估值是否偏离合理估值，估值中协同价值占多大比重，以及长期来看估值是否合理。然后，管理层为了使自身利益最大化(完成薪酬绩效，或者将高估的股票转变为实际的财富)，可能支付更高的溢价来完成并购。这种过度支付的溢价并购，即文中所述的“问题并购”。与管理层变更的关系，发现高估并购溢价的并购项目在经过一段时间后，管理层出现变更的概率更高。这意味着，如果董事会发现管理层，尤其是CEO，主张了损害公司利益的“问题并购”，那么管理层更可能引咎辞职。因此，管理层倾向于回避商誉减值来避免此类情况的发生。

此外，商誉减值测试存在操纵空间，为管理层推迟商誉减值提供了机会。由于商誉减值测试中的公允价值计量方法以资产估值模型为基础，使用了很多管理层估计的参数，如成长率、折现率等，使得商誉减值涉及较强的主观性(Chen et al.，2004)。2018年，中国证监会出台的《企业会计准则第8号——资产减值》指出，我国上市公司的商誉减值测试存在以下几种常见问题：(1)未按准则规定的步骤进行减值测试；(2)参数估计合理性不足且缺乏足够的证据支撑；(3)未聘请具有胜任能力的资产评估机构等。综上所述，虽然无法获取直接证据证明管理层操纵了商誉减值测试，但是目前存在足够多的证据表明，商誉减值测试的操纵空间为管理层推迟商誉减值提供了机会，且在某些动机下，管理层存在推迟商誉减值的可能性。

基于上文所述的动机与机会，本文提出假设并进行检验。本文从风险认知偏差和商誉减值延迟时间两个角度来衡量商誉减值及时性。如上文所述，商誉减值风险主要由客观风险和风险认知偏差两部分组成，客观风险主要受到时间因素和客观因素的影响，而风险认知偏差是企业管理层基于客观风险所做出的主观判断。管理层基于过度自信的心理，会高估自身能力并低估潜在风险，导致其对客观存在的商誉减值风险认知不足。鉴于上文讨论，本文认为并购时过度自信的管理层对风险认知相对不足，会低估潜在的风险。因此，本文提出假设H1：

H1 管理层并购时过度自信与后续期间的商誉减值风险认知偏差之间存在负相关关系，即管理层并购时越过度自信，对客观存在的商誉减值风险认知越不足。

类似地，商誉减值时间主要由客观因素影响的减值时间和管理层推迟的减值时间两部分组成。商誉减值时间的第一部分主要受到时间因素和客观因素的影响，而第二部分主要受到管理层判断的影响。相比于商誉减值时间的第一部分，本文更关注商誉减值时间的第二部分，即管理层推迟的商誉减值时间。管理层并购时基于过度自信的心理，会高估自身能力并低估潜在的风险，导致管理层对客观存在的商誉减值风险认知不足，进而推迟商誉减值，延长商誉减值延迟时间,降低商誉减值的及时性。综上所述，我们提出假设H2：

H2 管理层并购时过度自信与商誉减值延迟时间之间存在正相关关系，即管理层并购时越过度自信，商誉减值及时性越差。

三、研究设计
(一)样本选择
2006年，我国财政部出台《企业会计准则》，要求商誉项目从无形资产中分离出来，作为一级科目进行核算。本文数据来自2010—2019年发生的全部并购事件，参考Hayn & Hughes(2006)的研究，本文在并购事件发生后保留一定期间的跟踪年限，即本文选取2010—2016年发生的5 384次并购事件，并跟踪到2019年。此外，并购重组事件可能不满足非同一控制下控股合并的条件，即并不一定会形成商誉，因此本文剔除了不相关事件，本文使用的并购商誉和商誉减值数据来自CSMAR数据库。对于其他数据，除内部控制质量来自CNRDS数据库外，均来自CSMAR数据库。按照以往的研究惯例，本文在分析中剔除了金融保险类上市公司、ST上市公司以及数据缺失的样本，并对连续型变量按照1%进行缩尾处理(Winsorize)。

(二)变量与模型
本文使用生存分析的方法，分析管理层过度自信对商誉存续期的影响。本文将商誉形成的会计年度定义为起始年度，即起点；将商誉首次进行商誉减值的会计年度定义为终止年度，即终点。通过计算起点和终点的时间间隔，本文得到不同企业商誉的存续期间，从而探讨管理层并购时过度自信如何影响商誉减值的及时性。

1.模型构建。本文借鉴Chung & Hribar(2021)的模型，使用生存分析模型中的Cox比例风险模型进行分析。在商誉生存分析中，减值意味着终点事件的发生。首先，基于商誉的存续期间和商誉是否发生减值的数据，可以计算商誉减值时间，并根据式(1)估计商誉减值条件概率密度hazard(t|x)，即t时刻没有发生商誉减值的个体在t时刻瞬时减值的概率，式(1)如下所示。(12)由于篇幅原因，式(1)的具体推导过程略去，有需要的读者可以向作者索取。

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(1)

根据理论分析和研究假设，商誉减值风险由客观减值风险和风险认知偏差两部分组成，我们无法直接计算客观商誉减值风险，但是可以利用生存分析模型中的Cox比例风险模型来衡量客观商誉减值风险。Cox比例风险模型如式(2)所示，hazard(t|x)为商誉减值风险概率；b0(t)表示基础商誉减值风险，是仅与时间因素有关的风险，服从一定的概率分布；width=137,height=38,dpi=110表示基础风险外的局部风险，受到客观因素和主观因素的影响，内涵是在基础风险上增加风险或减少风险。在式(2)中，局部风险是不随时间变化的比例因子，只会增加或减少基础商誉减值风险。因此，式(2)中的协变量xi的变动只会通过基础商誉减值风险来影响商誉减值风险。在控制了客观因素的影响后，可以较为直观地分析主观因素对应在多大程度上减少/增加商誉减值风险。式(2)中的xi指的是表1中的解释变量和控制变量。在式(2)中，商誉减值风险越高，商誉存续时间越短，对应解释变量负向影响商誉减值风险意味着该因素降低了商誉减值及时性。式中，hazard(t|x)衡量了某一时间点的商誉减值风险，对于过度自信的管理层进行的并购，在控制了客观因素条件后，如果管理层过度自信程度在基础商誉减值风险b0(t)的基础上降低了商誉减值风险hazard(t|x)，就意味着主观因素(并购时管理层过度自信)会引起管理层对商誉减值风险的认知不足，进而导致进行商誉减值的企业数量增加得更慢，hazard(t|x)更小。为了进一步理解Cox比例风险模型中各个变量的含义，本文在后续章节列示了生存分析模型中的生存分析函数图和风险函数图。

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(2)

xi={Overconf/if Overconf,GW,Pay,Opinion, Size,ATO,Roe,Age,Leverage,MTB,Ifpromise}

为了进一步探讨商誉存续时间的影响因素，本文在Cox模型的基础上,使用AFT加速消失模型检验商誉减值及时性。在AFT加速消失模型中，对于式(3)中的事件集A和事件集B的商誉存续概率，λ(x)为事件集B相对于事件集A的加速消失因子，且事件集A和事件集B的其他影响因素控制一致。这意味着，本文所考察的协变量(管理层并购时过度自信)会通过影响λ(x)，延长或者缩短商誉的存续时间，也就是说每增加一个单位的协变量xi，商誉的平均存续时间会变动exp(bi)。因此，本文可以通过式(4)分析并购时管理层过度自信与商誉减值延迟时间的关系。商誉减值及时性分析模型如式(4)所示，协变量与式(2)一致。

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(3)

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(4)

xi={Overconf/ifOverconf,GW,Pay,Opinion,Size,ATO,Roe,Age,Leverage,MTB,Ifpromise}

本文在进一步研究中，分析信息透明度和内部控制对管理层推迟商誉减值的调节作用。因此，分别使用调节变量M(即信息透明度和内部控制质量)对解释变量做交乘，协变量如下所示。

xi={ifOverconf×M,M,ifOverconf,GW,Pay,Opinion,Size,ATO,Roe,Age,Leverage,MTB,Ifpromise}

2.变量定义。(1)被解释变量。本文的被解释变量为商誉减值时间(Duration)和商誉减值风险(Hazard)。对于商誉减值时间(Duration)，由商誉减值合理存续时间和商誉减值延迟时间两部分组成，本文主要关注商誉减值延迟时间。为此，本文利用生存分析模型中的半参数模型，以商誉减值时间作为因变量，剔除自然条件下商誉减值时间和客观因素影响的商誉减值时间，剩下的部分即为管理层推迟的商誉减值时间。对于商誉减值风险(Hazard)，由客观减值风险和风险认知偏差两部分组成。首先，本文估计并购商誉层面的商誉减值条件概率密hazard(t|x)，即式(1)中估计的hazard(t|x)，内涵是某一时间点的商誉减值概率，是商誉减值条件概率对时间t的导数，并将其作为因变量。然后，本文在式(2)中，控制了自然条件下商誉减值概率和客观因素影响的商誉减值概率，剩下的部分即为管理层风险认知偏差导致的商誉减值风险。

(2)解释变量。本文的解释变量，为管理层过度自信程度(Overconf)和管理层是否过度自信(ifOverconf)。管理层过度自信程度(Overconf)，指的是相对于并购前一年，管理层增持股票的比例；管理层是否过度自信(ifOverconf)，指的是相对于并购前一年，管理层是否增持股票。对于管理层过度自信的衡量，国内外选取不同的指标。Malmendier & Tate(2008)，Chung & Hribar(2021)均使用CEO自愿持有1年到期或5年到期的实值期权、管理层盈利预测的过度乐观水平，以此衡量管理层过度自信。对于我国的上市公司，现有文献主要使用管理层增持股票,以及管理层盈利预测的过度乐观水平来反映管理层过度自信程度(孙光国和赵健宇，2014；李丹蒙等，2018)。为了更稳健地选取管理层过度自信的代理变量，本文借鉴Chung & Hribar(2021)和李丹蒙等(2018)的研究，选取管理层并购后增持股票比例、管理层并购后是否增持来衡量管理层过度自信。为了增强稳健性，本文在稳健性检验中引入管理层盈利预测过度乐观变量，从而分析管理层增持对管理层过度自信的衡量效果。

(3)调节变量与其他变量。在进一步分析中，本文使用信息环境不确定性(Uncertainty)和内部控制质量(Internalcontrol)，以此分析这两个因素对于管理层推迟商誉减值及时性的调节作用；在稳健性分析中，本文使用管理层盈利预测过度乐观(Over_EPSFE)、并购溢价(Merge)和股价负回报信号(Mret_neg)来增强稳健性。

(4)控制变量。对于控制变量，本文借鉴Chung & Hribar(2021)，控制相关企业特征、管理层特征和外部监督特征。管理层特征包括货币薪酬激励(Pay)；企业特征包括商誉存量(GW)、公司规模(Size)、总资产周转率(ATO)、盈利能力(Roe)、公司年龄(Age)、财务杠杆(Leverage)和市账比(MTB)；外部监督特征包括审计报告意见类型(Opinion)。此外，本文还控制了并购事件是否存在业绩承诺协议(Ifpromise)。

本文的变量定义如表1所示。

表1 变量定义表

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四、实证结果
(一)描述统计
本文统计了并购事件及商誉数据，结果见表2。可以发现，2010年到2016年发生的并购事件，在观测期间内，减值比例基本每年都在45%左右。

表2 商誉数据集年度统计

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本文补齐了从并购事件发生年份到终止年份期间内的其他变量数据，在删除缺失变量后共计获得25 239个并购事件-会计年度数据。结果发现，商誉存续期(Duration)的均值为6.079年，说明我国并购事件形成的商誉平均存续6.079年。过度自信连续型变量(Overconf)均值为0.211，最小为-21.912，最大为50.530，说明管理层并购当年相对前一年平均增持0.211%的股份，最低减持21.91%的股份，最高增持50.53%的股份；过度自信虚拟变量(IfOverconf)均值为0.245，说明平均有24.5%的管理层并购当年相对前一年增持了股份。内部控制质量虚拟变量(Internalcontrol)均值为0.202，说明平均20.2%的企业内部控制质量较高。管理层盈利预测过度乐观虚拟变量(Over_EPSFE)均值为0.221，说明22.1%的管理层存在高估盈利预测的现象，且该变量均值与管理层过度自信代理变量的均值很接近。业绩承诺变量(Ifpromise)的均值为0.446，说明44.6%的并购项目存在业绩承诺协议。其他协变量的均值和标准差与现有文献相比没有发现显著区别。

按并购时管理层是否过度自信进行分组，我们得到分组后的商誉生存函数图和商誉减值风险函数图，如图1和图2所示。根据图1，可以发现，并购时管理层过度自信时，随着时间的推移，进行商誉减值的企业比例增加得更慢，说明管理层对潜在的商誉减值风险认知不足。进一步地，本文通过式(1)计算商誉减值的瞬时风险率，如图2所示，两个组商誉减值风险均为先增加后减小，但是并购时，管理层过度自信组的风险率普遍低于另一组，且峰值出现得更晚，证明管理层对商誉减值风险存在认知滞后现象。

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图1 分组后商誉生存分析函数图
资料来源：作者绘制。

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图2 分组后商誉减值风险函数图
资料来源：作者绘制。

(二)主要回归结果分析
1.管理层过度自信、商誉减值风险认知偏差与商誉减值及时性。

本部分分别使用式(2)和式(4)检验假设1和假设2。因为我们使用的模型为指数型模型，回归结果展示的系数为风险比率的系数，系数符号参考括号中z值的符号。可以发现，管理层过度自信与商誉减值风险认知偏差存在显著的负相关关系。如表3列(1)和列(2)所示，管理层并购发生当年相对前一年每增持1%的股份，商誉减值风险降低1.1%(由(1-0.989)×100%得出)。此外，管理层并购当年增持股份相比未增持股份，会降低6.7%的商誉减值风险。对于商誉减值延迟时间，可以发现，管理层过度自信与商誉减值延迟时间存在显著的正相关关系，意味着管理层过度自信与商誉减值及时性存在显著的负相关关系。如表3列(3)和列(4)所示，管理层并购时过度自信程度越高，商誉减值延迟时间越长，后续的商誉减值及时性越差。另外，在控制变量中，业绩承诺期(Ifpromise)与商誉减值风险认知偏差存在显著正相关关系，与商誉减值延迟时间存在显著负相关关系，说明在并购时签订业绩承诺的企业相对更早地进行商誉减值。

表3 管理层过度自信、商誉减值风险认知偏差与商誉减值及时性

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注：*，**，***分别表示风险比率系数在10%,5%,1%的水平上显著；为了表达其经济学含义，列(1)和列(2)的系数为对应变量的风险比率系数(经过指数模型变换后的系数)，z值的符号小于0时，对应的风险比率系数小于1；括号内为z统计量。

(三)稳健性分析
1. 管理层过度自信衡量的稳健性分析。

为了增强管理层过度自信指标衡量的稳健性，本部分借鉴Chung & Hribar(2021)的研究，通过分析管理层并购后是否增持股份(IfOverconf)与管理层盈利预测过度乐观(Over_EPSFE)之间的关系，从而进一步证明管理层并购后是否增持股份(IfOverconf)可以作为管理层过度自信的代理变量。本部分选取并购当年的样本，在删除缺失值后还剩下4 784个样本。结果显示，如表4列(1)所示，管理层并购后是否增持股份(IfOverconf)与管理层盈利预测过度乐观在并购当年存在显著的正向关系，这意味着以管理层并购后是否增持股份(IfOverconf)作为管理层过度自信的代理变量是合理的。此外，为了检验管理层过度自信是否会高估并购溢价，本部分进一步分析了管理层过度自信与并购溢价之间的关系。该检验是为了排除主检验的其他替代性解释，即当管理层增持股票后，自身利益和公司利益关联更紧密，可能因关心并购的长期负向效应，而尽量避免并购溢价的高估(Gu & Lev，2011)，进而延长商誉存续时间。此外，这种可能性同样导致与主检验一致的结果，但是与本文预期的逻辑路径不符。结果如表4列(2)和列(3)所示，管理层过度自信的代理变量和管理层盈利预测的过度乐观变量均与并购溢价金额的对数(Merge)存在显著的正向关系，说明管理层过度自信会高估并购溢价，这与李丹蒙等(2018)的结果是一致的，排除了主检验的替代性解释。

表4 并购当年管理层过度自信、盈利预测高估及并购溢价

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注：*，**，***分别表示系数在10%,5%,1%的水平上显著；括号内为t值。下同。
① Merge为并购溢价金额的对数。

2.商誉减值及时性衡量的稳健性分析。

为了进一步增强商誉减值及时性衡量的可靠性，本部分参考Glaum et al.(2018)的研究，计算股价负回报信号变量值(Mret_neg)，通过股价的提前反应衡量经济实质层面的商誉减值，进一步检验管理层并购时过度自信是否影响推迟商誉减值的可能性。本部分选取发生商誉减值的并购事件样本，在去除缺失值后，仍保留8 746个并购事件-会计年度数据，商誉减值时间节点的描述性统计如表5所示。可以发现，距离商誉减值所剩时间(Duration_gwimp)的均值为2.910年，最小值为1年，最大值为10年，中位数为3年。此外，本文根据商誉减值的时间节点构造虚拟变量，描述性统计显示，当年发生商誉减值的样本数占总样本的25.4%，距离减值前0年～1年的样本数占总样本的49.1%，距离减值前1年～2年的样本数占总样本的43.4%，距离减值前2年～3年的样本数占总样本的33.7%，距离减值前3年～4年的样本数占总样本的21.9%。回归结果如表6列(1)所示，股价负回报信号变量(Mret_neg)与距离商誉减值所剩时间(Duration_gwimp)存在显著的负相关关系，且根据表6列(2)发现，当出现股价负回报信号时，更可能在当年或下一年发生商誉减值，说明股价负回报是商誉未来减值的信号，这与Glaum et al.(2018)的结果是一致的。然后，本文通过管理层过度自信与股价负回报信号的交乘项(IfOverconf×Mret_neg)，分析管理层过度自信对股价负回报信号与商誉减值时间节点之间关系的调节作用。回归结果如表6列(3)至列(7)所示，管理层过度自信会负向调节股价负回报信号对商誉减值的预测作用，当出现股价负回报信号时，当年或下一年往往不会出现商誉减值，商誉减值往往推迟到商誉减值信号出现后的2年～3年，这与本文主检验的结论是一致的。

表5 商誉减值时间节点描述性统计

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表6 管理层过度自信、股价负回报信号与商誉减值时间节点

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3.横截面数据检验。

鉴于本文所使用原数据为横截面数据，扩充成面板数据可能产生一定偏差。为了增强研究稳健性，本部分使用横截面数据进行稳健性分析，对于横截面样本的控制变量，计算了对应变量在整个商誉存续期内的均值。结果如表7所示，关键变量系数的显著性均与主检验一致。

表7 横截面数据检验

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注：*，**，***分别表示风险比率系数在10%,5%,1%的水平上显著；为了表达其经济学含义，第(1)列和第(2)列的系数为对应变量的风险比率系数(经过指数模型变换后的系数)，z值的符号小于0时，对应的风险比率系数小于1；括号内为z统计量。

4.内生性问题。

(1)工具变量。在本文使用的生存分析模型中，被解释变量为商誉存续时间和模型拟合计算的商誉减值风险，而管理层过度自信程度衡量的是并购发生年份的管理层增持股份，两者之间存在时间层面的差异，内生性较弱。但是，本文同样使用工具变量法和事件研究法处理可能存在的内生性问题。本文借鉴李丹蒙等(2018)的研究，使用管理层过度自信的行业中位数作为工具变量。结果如表8所示，表8列(1)为2sls第一阶段的回归结果，列(2)为第二阶段的回归结果，结果与主检验是一致的。

表8 工具变量2sls回归结果

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五、进一步研究
为了针对性地提出政策建议，本部分检验了内外部环境对于管理层推迟商誉减值的调节作用，并检验2018年会计监管风险提示文件是否能有效抑制管理层推迟商誉减值的行为，进一步分析何种影响因素可以改善目前商誉减值不及时的现状。

(一)信息透明度、管理层过度自信与商誉减值及时性
在主检验的基础上，本部分讨论信息透明度(Uncertainty)指标对管理层过度自信推迟商誉减值的调节作用。信息透明度(Uncertainty)指标参考Chung & Hribar(2021)的研究，用分析师盈利预测的分歧度来衡量。分析师盈利预测的分歧度越大，信息透明度越差，不确定性越强。结果如表9所示，信息透明度(Uncertainty)与管理层过度自信虚拟变量(IfOverconf)的交乘项与商誉减值延迟时间显著正相关，即信息透明度对管理层过度自信推迟商誉减值存在正向的调节作用。这意味着，信息透明度越差的企业，管理层过度自信推迟商誉减值的现象更严重，监管层可以通过提高信息透明度来有效抑制管理层推迟商誉减值的行为。

表9 信息透明度、管理层过度自信与商誉减值延迟时间

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(二)内部控制质量、管理层过度自信与商誉减值及时性
本部分讨论内部控制质量(Internalcontrol)对管理层过度自信推迟商誉减值的调节作用。内部控制质量(Internalcontrol)通过内部控制缺陷整改计划来衡量，进行内部控制缺陷整改的企业，内部控制质量往往会提高。结果如表10所示，内部控制质量与管理层过度自信虚拟变量的交乘项(Internalcontrol×IfOverconf)与商誉减值延迟时间显著负相关，改善内部控制质量对管理层过度自信推迟商誉减值存在抑制作用。这意味着，通过改善企业内部控制质量，管理层过度自信推迟商誉减值的现象可以得到有效控制，监管层可以通过重点监督高商誉企业的内部控制质量来有效抑制管理层推迟商誉减值的行为。

表10 内部控制质量、管理层过度自信与商誉减值延迟时间

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(三)2018年风险提示事件
2018年11月16日，针对愈发严重的商誉减值问题，中国证监会公布了《会计监管风险提示第8号——商誉减值》，认为企业的商誉减值测试通常存在以下几个问题：未按规定步骤进行减值测试、未恰当并及时计提商誉减值、披露的商誉项目及商誉减值金额缺乏充分、适当的证据支持等。同时，中国证监会对是否需要将商誉的后续计量由减值转为摊销等问题，向学术界和实务界征求意见。本部分选取了2017年和2018年企业进行商誉减值的样本，基于2018年的风险提示事件，分析事件发生前后，管理层过度自信推迟商誉减值的现象是否存在显著变化。当商誉减值年份为2017年时，政策事件变量(Policy)为0，当商誉减值年份为2018年时，政策事件变量(Policy)为1。

结果如表11所示，政策事件变量(Policy)和管理层过度自信虚拟变量(IfOverconf)的交乘项与商誉减值延迟时间显著负相关，说明风险提示事件发生后，管理层推迟商誉减值的行为得到了有效控制，商誉减值及时性有所提高。

表11 会计监管风险提示事件的作用

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六、研究结论
本文基于管理层过度自信抬高并购溢价的假说(Roll，1986；杜兴强等，2011；李丹蒙等，2018)，借鉴Chung & Hribar(2021)的生存分析模型，进一步推演至高溢价并购引致的商誉减值不及时问题。研究发现，并购时过度自信的管理层更可能对商誉减值风险认知不足，延长商誉减值时间，降低商誉减值及时性。在稳健性分析中，本文考虑了过度自信代理变量的有效性，选取了可以衡量管理层过度自信的替代性变量(管理层盈利预测过度乐观)，发现管理层并购时增持股份与管理层盈利预测过度乐观之间存在显著正相关关系，两者均可以显著增加并购溢价，增强了过度自信指标的可信度。此外，本文考虑商誉减值及时性代理变量的有效性问题。在稳健性检验中，本文借鉴现有文献(Glaum et al.，2018)，使用商誉减值的提前信号(股价负回报信号)衡量经济实质层面的商誉减值，稳健性检验的结果与Glaum et al.(2018)的结果一致，也与本文的主检验结果一致。进一步研究发现，对于并购时管理层过度自信引致的商誉减值不及时问题，提高企业信息透明度和增强企业内部控制质量存在显著的改善作用。此外，2018年出台的政策文件《会计监管风险提示第8号——商誉减值》，也存在显著的正面改善作用。

本文研究结果表明，并购时管理层过度自信程度会显著影响后续商誉减值的及时性，并购时过度自信的管理层，更可能在后续的商誉减值决策中出现风险认知不足问题，进而延长商誉减值时间，推迟商誉减值。本文结论有助于投资者判断企业财务报表中的商誉项目是否存在商誉减值不及时的可能性。同时，本文从高商誉企业信息透明度和内部控制质量监督两个方面，为监管层完善商誉减值相关准则和制定商誉减值风险管控政策提供了经验证据。

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CHARACTERISTICS OF HIGH PREMIUM M&A ANDTIMELINESS OF GOODWILL IMPAIRMENT
——Based on the Perspective of Management Overconfidence
LU Xiaozhe ZHU Nanjun

(School of Business，Renmin University of China；School of Economics，Peking University)

Abstract：This paper tracks M&A events from the start time to the time of first impairment.Goodwill duration and impairment hazard can be divided into two parts: the reasonable part and the postponed part.Using the semi-parametric characteristic of the survival analysis model，this paper alleviates the measurement problem about the reasonable part of duration and hazard.This paper empirically studies the relationship between management overconfidence and the timeliness of goodwill impairment.The results show that the overconfident management in M&A will overestimate the M&A premium and underestimate the goodwill impairment risk in the subsequent period，thus prolonging the delay time of goodwill impairment and reducing the timeliness of goodwill impairment.The research results of this paper make a valuable supplement to the field of goodwill impairment timeliness and provide empirical evidence for the relevant departments to improve the standards of goodwill impairment.

Key words: the timeliness of goodwill impairment；goodwill impairment risk；management overconfidence；policy supervision

*卢晓哲，中国人民大学商学院；朱南军(通讯作者)，北京大学经济学院，邮政编码：100872，电子信箱：18610990766@163.com。本文得到国家社会科学基金重大项目(16ZDA029)和国家自然科学基金青年项目(71802018)的资助。感谢匿名评审人提出的修改意见，笔者已做了相应修改，本文文责自负。

(责任编辑：李振新)