上市公司违规行为与商誉减值披露

吴虹雁　顾慧　刘强

【摘 要】 文章选取我国2001—2012年披露商誉减值准备的上市公司作为主要研究样本，运用事件研究法，对比上市公司在披露商誉减值信息前后公司股价的异常回报率及其变化，探究投资者对商誉减值信息的短期市场反应，并进一步研究有违规行为的上市公司公布商誉减值信息的短期市场反应。研究结果显示，异常收益率的均值和极小值在事件窗内会呈现出“V”字型变化趋势，商誉减值信息的披露在短期内导致市场显著的负面回应，且上市公司的违规行为加剧了市场对商誉减值信息的负面回应。

【关键词】 商誉减值； 违规行为； 短期市场反应

中图分类号：F234.4 文献标识码：A 文章编号：1004-5937（2015）22-0030-06

一、引言

有迹象表明，企业的商誉减值与上市公司违规操作存在紧密联系。推迟披露、重大遗漏、虚假记载（误导性陈述）、违规买卖股票、操纵股价等违规行为降低了投资者对这些上市公司的信心，会影响未来经济利益流入企业，可能导致商誉减值。而商誉的减值则可能导致短期市场的负面回应。为探究企业商誉减值与上市公司违规操作的关系，研究商誉减值是否导致短期市场的负面回应，本文拟选取我国2001—2012年披露商誉减值准备的上市公司（共计342家）为研究样本，采用实证分析方法，试图从上市公司违规操作的次数、违规行为处理单位、违规类型和处罚方式等角度检验企业商誉减值与违规操作信息披露的内在关系。

二、文献回顾

美国财务会计准则委员会（FASB）于2001年6月通过的第142号准则公告《商誉和无形资产》首次对商誉后续计量的会计准则进行了变更。SFAS 142准则实施当年，美国上市公司商誉后续计量方式有两种选择：允许继续采用以前年度的直线法摊销，或者适用新会计准则，并对以前年度的商誉摊销进行追溯调整。Beatty和Weber（2006）实证检验了新会计准则给予企业职业判断空间对SFAS 142政策实施效果的影响，发现计提商誉减值准备的数额与上市公司债务违约风险大小、公司股价与其经营业绩的关联程度、上市公司是否有股权激励计划以及CEO的任期有关。SFAS 142实施后，Zining Li et al.（2011），Zang（2008）实证检验了商誉减值的信息含量，发现在上市公司披露商誉减值信息后，其利润指标会出现异常下滑。此时，公司财务高管通常也会下调对企业未来盈利能力的预期。

Karl A. Muller等人（2009）发现商誉减值信息的披露滞后于上市公司持私有信息的股东进行的内幕交易。上市公司商誉减值信息披露前一个季度内，获取上市公司私有信息的股东减持股票的动机非常强烈；在商誉减值信息披露前一个季度内，有内幕交易行为的上市公司在商誉减值信息披露后，其负异常收益率表现得更为显著。若以（-14，0）为事件窗口，在披露商誉减值信息日，存在内幕交易上市公司的累计异常收益率市场反应强度为-22.3%，而没有进行过内幕交易的上市公司市场反应强度仅有-11.5%。这些内幕交易人员（多数为掌握企业内部信息的大股东或者管理层人员）可能预测到商誉减值信息披露会降低上市公司股价，由此造成自身收益损失。Karl A. Muller等人将商誉减值披露后上市公司的股价与高管减持时股价之间差额的绝对值描述为内幕交易人员掌握的与单项资产商誉有关的私有信息的价值。

在上市公司对商誉减值的相关信息进行披露后，资本市场出现了明显的负面回应（Hirschey和Richardson，2003）。Bens和Heltzer（2004）对比检验了SFAS 142实施前后资本市场对商誉减值信息披露后的反应，发现商誉减值测试方法变更后，资本市场予以商誉减值信息显著的负面回应，但资本市场负面回应的强度存在时差，商誉减值数额确认时点越往后，资本市场负面回应强度越高。

Chen et al.（2004）实证研究发现，SFAS 142会计准则实施的第一年，商誉减值与企业当年股票收益率显著正相关；SFAS 142会计准则实施的第二年，商誉减值与企业上年度的股票收益率显著正相关，而与当年的股票收益率显著不相关。由此认为商誉减值的信息已经包含在股票波动价格中，而且股价下跌会导致商誉减值。

Ahmed和Guler（2007）将商誉减值额与同期12个月的股票收益率进行了回归分析，发现商誉减值政策变更后两者之间的负相关性变得更为显著，由此作者认为财务报表的可靠性得到了提升。然而，当统计样本为计提商誉减值数额较大的上市公司时，这一结论就不成立了。因此，能否提升财务报表的可靠性还依赖于商誉减值的数额大小。

Francis（1996）研究了资产减值信息披露前一日与资产减值信息披露日的股价波动，认为资产减值信息的披露会导致收入和资产的变动并进一步引起股价和市盈率（P/E Ratio）的联动。以（-1，0）为事件窗，将超额回报率与资产减值金额进行多元线性回归，发现所有样本公司的市场反应均为负。按照各项资产的细分，市场对存货减值的反应表现为负，而对商誉减值的反应为中性，即商誉减值信息披露日资本市场的异常回报率并非显著异于零。

冯旭南（2014）用Baidu指数作为投资者“信息获取行为”的代理变量，以2007—2011年间的A股上市公司管理层业绩预告事件为样本，研究投资者“信息获取行为”对公司股价的影响。发现在“业绩预告”公布之前的四个交易日内，投资者信息获取力度日益增加，并在预告公布当日达到顶峰，随着“业绩预告”前投资者信息获取力度的增强，股价对“业绩预告”的即时反应却较弱。说明投资者的信息获取行为具有价格发现作用，可一定程度上提前对“业绩预告”信息作出反应。随着投资者信息获取行为的增强，股票交易量也显著增加，从而呼应了信息获取影响股价变动的观点。

从国内外已有的研究成果可以看出，商誉减值信息的披露会给资本市场带来利空的消息，大多数学者的研究结论均支持这一观点。商誉的价值预示着未来能够流入企业的无形经济利益，代表着众多利益相关者对企业未来经营状况、竞争优势、盈利能力和发展潜力的预期。商誉资产价值越高，利益相关者对企业未来运营状况越乐观。如果上市公司商誉出现减值，必然会影响公众对公司的预期，股东可能会因此减持相应的股票，上市公司股价出现下跌，市值缩水。因此，不难理解资本市场对商誉减值信息披露予以负面回应的现象。目前，我国现行财务会计准则将过去“强制性”摊销商誉变更为“自愿性”披露商誉减值准备。为了达到盈余管理目标，上市公司可能存在延期计提或少提商誉减值准备的动机，如果上市公司确实“自愿地”披露了商誉减值信息，则公司经营状况存在一些问题或许已经成为不争的事实。有迹象表明，亏损公司计提商誉减值准备的比例显著高于盈利公司，有过违规操作行为的上市公司计提商誉减值准备的比例显著高于未发生违规操作的上市公司，这些无疑会加剧资本市场对商誉减值信息的负面回应。

三、描述性统计分析

笔者首先对2001—2012年度样本上市公司商誉减值与违规信息披露情况进行描述性统计分析。统计发现，在本文所选的342家样本公司中，有193家存在违规行为（如表1）。从表1可知，绝大多数样本公司违规操作的次数比较少，违规次数小于等于3次的样本公司数累计占比为80.83%。需特别指出的是，中核钛白（002145）2008—2014年间累计违规操作12次，ST生化（000403）2005—2014年间累计违规操作11次。其中，中核钛白（002145）违规操作的原因有推迟披露、违规买卖股票、操纵股价、虚假记载（误导性陈述）、占用公司资产和其他，并因此受到中国证监会、深圳证券交易所和甘肃证监局的公开谴责和警告；ST生化（000403）违规操作的原因有重大遗漏、虚假记载（误导性陈述）、推迟披露、一般会计处理不当、违规担保、违规买卖股票和其他等。该公司在2006—2013年连续八年内均由于“推迟披露、重大遗漏、违规担保和其他”原因受到深圳证券交易所的公开谴责。

样本公司违规操作行为中，由于推迟披露和其他原因受到公开谴责、警告或者罚款的次数最多，其次是重大遗漏、虚假记载（误导性陈述），提及次数最少的是欺诈上市。说明这些公司披露的会计信息尚不能满足真实性和可靠性的要求，降低了投资者对上市公司的信心，商誉价值出现减值迹象与这些上市公司违规操作行为存在紧密联系（表2）。

表3显示，对样本公司违规行为进行处理的部门主要包括中国证监会、上海证券交易所、深圳证券交易所和其他一些地方性政府机构。其中上交所和地方性政府机构对上市公司违规行为作出处理的频率最高，分别占总处理次数的36.20%和32.12%，其次是证监会和深交所，分别占比19.46%和11.54%，而财政部的处理次数仅有3次。由此可见处理部门不仅包括证监会和证券交易所，地方性政府机构在违规行为的处理过程中也发挥着重要作用。

从表4可以看出，样本公司违规行为处理方式以“其他”和“无具体处理方式”为主，说明尽管样本公司出现了违规行为，但大部分样本公司的违规情节轻微，暂不需要出具相应的惩罚措施。在具体的惩罚措施中，“批评”和“谴责”被提及的次数较多，分别占比15.98%和10.25%，而“罚款”和“没收非法所得”被提及的次数相对较低，为8.81%和0.61%，可见现阶段我国监管部门针对上市公司违规行为的处理，“劝诫型”的处理方式要多于“惩罚型”。惩罚措施中的罚款数额一般介于30万元人民币至60万元人民币之间，对于上市公司而言，违规成本并不是很高。

上述统计显示：绝大多数样本公司违规操作的次数比较少，样本公司违规操作行为中，由于推迟披露和其他原因受到公开谴责、警告或者罚款的次数最多，样本公司违规行为处理部门主要包括中国证监会、上海证券交易所、深圳证券交易所和其他一些地方性政府机构。样本公司违规行为处理方式以“其他”和“无具体处理方式”为主。大部分样本公司的违规次数较少，违规情节轻微。

四、商誉减值短期市场反应实证研究

上市公司之间的并购行为通常关乎企业战略的重大调整，可能涉及企业重大事项的变更，主营业务和主要竞争战略也会随之发生变化。商誉的本质其实是并购方支付的对价超过被并购方资产公允价值溢价的部分，收购企业愿意支付此部分溢价的主要原因是其预期在并购后期的持续经营期间可以通过企业之间的协同效应（Synergy Effects）得到弥补，一旦商誉出现减值迹象或者上市公司披露了商誉减值的信息，则暗示着原本预期的协同效应可能难以显现。那么，短期内上市公司的诸多利益相关者对商誉减值信息的披露有何反应？他们关心商誉减值的会计披露吗？本部分将通过事件研究法（Event Study），基于短期市场反应角度深入剖析这一问题。

本部分样本选取标准与上文一致，在进一步剔除估计窗时间长度不足、事件窗内数据有缺失的样本后，共获取全样本公司数233家，违规样本公司数129家。

（一）全样本商誉减值信息短期市场反应

从表5和图1可以看出，商誉减值信息的披露会导致市场显著的负面回应。异常收益率的均值和极小值在事件窗内会呈现出“V”字型变化趋势。

以异常收益率的均值为例，在[-3，-1]的窗口期内，AR均值从-0.0013逐渐变为0.0014，结合表6的显著性检验结果，这三天的异常收益率均不显著异于零；而在事件日，即商誉减值信息的披露日，异常收益率的均值则由t=-1日的0.0014跌至t=0日的-0.0064，虽然市场反应的平均强度仅有-0.64%①，但是市场的负面回应强度在1%的显著性水平下异于零。事件日后，异常收益率的均值开始反弹，逐渐恢复正常水平。可见整体而言，商誉减值信息能够在事件日引起市场显著的负面回应，但对市场的影响时间较短。

表6的统计结果显示，在[-3，3]的事件窗内，仅有事件日的异常回报率在1%的显著性水平下异于零，而其他日期均不显著异于零。异常回报率低于零的占比在事件日最高，达到60.52%。表7的检验结果则表明，全样本下商誉减值信息会显著引起资本市场的负面回应。

上述实证结果显示，异常收益率的极小值变化趋势与均值一致，在事件日，异常收益率的极小值为-11.17%，该数值非常高，远高于监管部门公布的其他处罚公告。如证监会处罚公告（含交易所谴责公告）的平均市场反应强度仅有-1.18%（伍利娜，高强，2002），上市公司立案公告平均市场反应强度为-6%（吴溪，张俊生，2014）。可见上市公司的商誉减值信息披露会引起显著为负的市场回应，其负面市场反应强度要远高于处罚公告的平均市场反应强度。

（二）违规行为样本公司商誉减值信息短期市场反应

上文商誉减值与违规操作信息披露的统计结果表明，很多上市公司披露商誉减值信息与其违规操作存在紧密联系，为了探究存在违规操作行为的上市公司披露商誉减值信息后的短期市场反应与全样本的差异，本文将有过违规行为的公司作为一个子样本，通过数理软件的计算得出这些公司披露商誉减值信息后的市场反应，来比较两个样本之间的差异。

表5和表8显示，两个样本统计结果不同日期的极小值和极大值均一致，表明全样本中，所有的极小值均来自存在违规操作的公司，上市公司违规操作行为可能使得商誉减值信息负面市场反应更为强烈。这一点可以通过图2得以佐证。图2显示，与全样本均值相比，违规样本均值呈现一个下移的“V”字型，在事件窗口期内，违规样本日异常收益率的均值都低于全样本均值，表明上市公司违规行为加剧了市场对商誉减值信息的负面回应，在事件日的回应强度甚至翻了一番。全样本公司在事件日的平均市场回应强度为-0.64%，而违规样本公司在事件日的平均市场回应强度为-1.18%。此外，全样本均值在t=1日和t=2日的平均异常回报率均不显著异于零。图2显示，违规样本的均值在t=1日和t=2日的回升速度明显趋于平缓，t=1日市场回应强度仍有-1.00%，t=2日市场回应强度则为-0.40%。表10的检验结果也表明，t=1日违规样本的均值在1%的显著性水平下异于零，而t=2日违规样本的均值在10%的显著性水平下异于零，说明违规样本公司负面回应的时间可能被拉长为[0，2]事件窗，共计3日。

与均值相反，违规样本公司的标准差在事件窗内都高于全样本，且在t=0日最高，呈现出倒“V”字型，且两者之间的差异在事件日后明显变小，说明违规样本公司经市场修正后的异常回报率逐渐与全样本趋同，不同市场反应强度之间的差异逐步缩小。此外，违规样本公司中异常收益率小于零的比例数也略有提高，在[0，3]日的窗口期内，比例分别为64.34%、62.79%、65.12%和58.14%（表9）。可见违规操作的样本公司更容易招致市场的负面回应。

对比表7和表10不难发现，商誉减值信息的披露引发市场负面回应对于违规样本而言更为显著。全样本公司整体事件在5%的显著性水平下显著，而对于违规样本公司而言，显著性水平提升到了1%。

五、研究结论

本文选取我国2001—2012年披露商誉减值准备的上市公司（共计342家）为研究样本，采用实证分析方法检验商誉减值与企业违规操作信息披露的关系，主要探究了商誉减值信息短期市场反应的强度和持续时间，比较分析了具有不同特征的上市公司披露商誉减值信息后短期市场反应的差异。主要研究结论如下：

（1）商誉减值信息的披露会在短期内导致市场显著的负面回应。异常收益率的均值和极小值在事件窗内会呈现出“V”字型变化趋势。事件日，市场反应的平均强度为-0.64%，市场的负面回应强度在1%的显著性水平下异于零。全样本公司商誉减值信息对市场的影响时间较短，仅能够在事件日引起市场显著的负面回应，市场反应时长仅有1日。

（2）在事件窗口期内，违规样本日异常收益率的均值都低于全样本均值，上市公司的违规行为加剧了市场对商誉减值信息的负面回应。违规样本公司在事件日的平均市场回应强度为-1.18%；违规样本的均值在t=1日和t=2日的回升速度明显趋于平缓；t=1日市场回应强度仍有-1.00%，t=2日市场回应强度为-0.40%；t=1日违规样本的均值在1%的显著性水平下异于零，而t=2日违规样本的均值在10%的显著性水平下异于零，说明违规样本公司负面回应的时间被拉长为[0，2]事件窗，共计3日。

【参考文献】

[1] Ahmed A， L Guler. Evidence on the effects of SFAS 142 on the reliability of goodwill write-offs [R].Working paper， Texas A&M University，2007.

[2] Beatty A， J Weber. Accounting discretion in fair value estimates： An examination of SFAS 142 goodwill impairments[J]. Journal of Accounting Research， 2006， 44（2）：257-288.

[3] Bens D， W Heltzer. The information content and timeliness of fair value accounting： an examination of goodwill write-offs before， during and after implementation of SFAS 142 [R].Working Paper： University of Chicago，2004.

[4] Chen C， M Kohlbeck， T Warfield.Goodwill valuation effects of the initialadoption of SFAS 142 [R].Working paper， Florida Atlantic University School of Accounting， Florida， USA， 2004.

[5] Francis J， J Hanna， L Vincent. Causes and effects of discretionary asset write-offs[J]. Journal of Accounting Research.1996，34，117-134.

[6] Karl A， N Monica， E Riedl. Insider Trading Preceding Goodwill Impairments [Z].Working paper， 2009.

[7] Hirschey M， J R Vernon， S Susan. Value Relevance of Nonfinancial Information： The Case of Patent Data[J]. Review of Quantitative Finance and Accounting，2011（3）：223-235.

[8] 冯旭南.中国投资者具有信息获取能力吗？——来自“业绩预告”效应的证据[J].经济学，2014（3）：1065-1090.

[9] 吴溪，张俊生.上市公司立案公告的市场反应及其含义[J].会计研究，2014（4）：10-18，95.

[10] 伍利娜，高强.处罚公告的市场反应研究[J].经济科学，2002（3）：62-73.