外部治理机制能约束管理者商誉减值的裁量权吗

重庆大学经济与工商管理学院 张金若 张铃媚

一、引言

自2008年《上市公司重大资产重组管理办法》（证监会令第53号）发布以来，并购活动如雨后春笋般在资本市场上掀起了一股热潮。各类企业积极通过并购来扩大自身规模，上市公司的竞争也逐渐呈现白热化的状态，高溢价并购现象亦层出不穷。随着并购活动的日益频繁，也催生出大规模的商誉。尤其是在2018年，上市公司中因商誉减值导致企业业绩“变脸”的现象更是数见不鲜。例如，天神娱乐在2018年计提了28.1亿元商誉减值准备，一度成为A股市场年度亏损王候选人。奥瑞德在一次性披露17亿元商誉减值后，股价跌停。这不禁引发我们进一步思考，为何商誉减值暴雷事件频频发生？商誉减值行为的背后除了受上市公司经济因素的影响，是否存在人为操纵以及多大程度的操纵?

由于商誉的估值技术比较复杂，且具备高度的灵活性，新会计准则在商誉公允价值的确定上给予了管理者更多的裁量权，管理者在判断商誉价值和商誉减值迹象时往往存在主观性，其对于商誉减值的确认时间和确认金额有较大的操控空间。这就导致了商誉减值决策的透明度下降，且管理层与其他会计信息使用者之间存在信息不对称，财务报表的信息披露质量受损等问题日益暴露。由于商誉减值是衡量上市公司未来盈利能力下降的重要指标，某些管理层利用自由裁量权延迟确认甚至直接规避商誉减值，进行利润操控等行为，从而在短期内达到美化公司收益和提升股票价值的效果；或是选择在某一年计提大量的商誉减值，以达到资产负债表“大洗澡”的目的。这不仅会在很大程度上削弱商誉减值的价值相关性，阻碍企业的有效信息以更加精确和透明的形式流向市场和投资者，也为企业后续的经营决策埋下安全隐患。

鉴于此，2018年11月，证监会发布《会计监管风险提示第8号——商誉减值》（证监办发〔2018〕92号），要求强化商誉减值的会计监管，并对进一步规范上市公司商誉减值的会计处理及信息披露做出提示。2019年3月，财政部发布《关于进一步加强商誉减值监督的通知》（财监便〔2019〕23号），要求各地加强对商誉减值的监督和管控，尤其提醒会计师事务所和资产评估机构等增强风险意识，加强监管力度，有效识别并稳妥化解商誉减值风险。商誉“暴雷”实际上是商誉未及时确认的减值，逐渐累积，最终“捂不住”而“暴雷”。因此，理论上，“及时”“准确”计提商誉减值，能够有效避免“暴雷”。外部治理机制是否能影响管理者的商誉减值决策行为，促使管理层更“及时”“准确”计提商誉减值？不同的外部治理机制扮演怎么样的监管角色？影响机制是如何发生作用的？基于以上分析，本文拟用2008—2020年间A股非金融类上市公司作为研究样本，从外部治理机制的角度，研究其对管理者商誉减值裁量权的影响和作用机制，并对比分析不同治理方式的监管效果。

本文可能的贡献主要体现在以下方面：一是从管理者在商誉减值的操控程度方面的自由裁量权入手，对管理者当局的商誉减值决策展开了深入研究。通过建立预期商誉减值模型，将预期商誉减值与实际商誉减值进行比较，从而测算出管理者对商誉减值金额方面的操控程度。二是从三种外部治理方式的角度，分别考察商誉减值决策中不同治理机制的作用效果，并进一步揭示其内在作用机理。本研究为监管部门加强商誉减值监管，确保商誉减值测试制度有效执行，优化商誉会计信息质量的路径提供了思路和经验。

二、理论分析与研究假设

商誉会计准则由摊销法改为减值测试后，赋予了管理者更多主观判断和自由选择的空间。基于《商誉及其他无形资产》（SFAS142）和《企业合并》（CAS20）所提出的减值测试要求，企业在实行减值测试的具体过程中，需要将商誉分摊至各资产组、预测各资产或资产组的未来现金流量及现值所选取的参数，以上过程包含大量管理者的主观职业判断，往往会导致商誉减值与其真实情况出现一定的偏差。此外，除了减值测试流程本身的复杂性之外，商誉减值损失的规模作为反映并购交易失败的重要指标之一，根据信息不对称理论和委托代理理论，往往会促使管理者出于对盈余管理、自身收入、潜在声誉以及职业晋升问题的考虑，权衡当期是否确认商誉减值以及计提商誉减值的金额。与及时、准确计提商誉减值的行为相比，管理者对商誉减值的过度操控会损害商誉减值会计信息质量，降低会计信息决策的有用性，增加企业未来业绩变脸和股价暴跌的风险，对资本市场和相关会计信息使用者产生诸多不利的影响和后果。肖明等通过研究管理者在进行商誉减值决策时过度使用自由裁量权的情况，发现经营波动较大或者亏损类的企业利用自由裁量权规避商誉减值的概率更高。Ramanan et al.研究发现，公司管理层出于自身薪酬、声誉等原因，在公司拥有大规模商誉且存在明显的减值迹象时仍不计提商誉减值。

如上所述，可以看出管理层能够利用自由裁量权来达到调整商誉减值决策的目的，从而对商誉会计信息质量产生负面影响。已有研究表明，高质量的外部审计师、分析师和机构投资者等外部机制，具备有效解决信息不对称、提高会计信息质量的作用，那么这些外部治理机制是否也能够有效约束管理者对商誉减值自由裁量权的使用呢？

作为资本市场信息质量的守护者，外部审计师需要对上市公司财务报告的合法性、真实性和公允性进行审计，其中也包括对商誉及商誉减值的确认和计量进行审核评估。在对管理层的商誉减值行为进行监督时，要求监管者必须要熟悉商誉减值的相关会计准则并能对管理层的商誉减值决策的过程和合理性进行评估，这就需要审计师具备良好的独立性和强大的专业素养。高质量的外部审计师具备专业的财务技能和丰富的审计经验，能够提供专业的服务和较高的审计质量，精准识别被审计单位的财务风险，揭露其违规行为，发现并抑制管理层的盈余操控行为，从而更客观地反映公司的真实经营成果和财务状况。

此外，近年来，在并购行为愈演愈烈的当下，商誉和商誉减值成为了审计的重要风险要素，不少会计师事务所因为审计风险防范不到位而被相关监管部门处罚。对于存在并购商誉和发生商誉减值的公司，审计师会对商誉减值行为给予重点关注，其审计工作时长会有所增加，以应对潜在的审计失败的风险。审计师出于维护自身声誉的动机，亦能促进其更好地履行监管职责，约束管理层对商誉减值的不合理操纵行为从而提高自身审计质量。这是由于如果审计师因未能觉察公司和管理层违规行为而导致审计失败，对审计师事务所及审计师个人声誉会产生更大的负面影响。综上所述，本文可以合理推测，高质量的外部审计师事务所拥有的更专业的审计人员、更高的审计效率以及更强的维护自身声誉的动机，促使其能更有效地发现管理层不及时、不合理的商誉减值决策行为。基于此，本文提出假设1。

H1：高质量的外部审计师能有效约束管理者对商誉减值的裁量权。

证券分析师作为企业与投资者间重要的信息媒介，其对企业管理者具有监督和治理作用，能够降低信息不对称问题。分析师对管理者机会主义行为具有约束作用的原因体现在如下两个方面：一是分析师对某个特定企业进行长期跟进和持续关注，使得分析师能及时发现企业管理层及财务报表的异常之处。分析师可以通过对管理者商誉减值行为进行事前和事后监控，从而缩小管理者对商誉减值的操控空间，提升商誉减值的准确性和合理性，并且分析师人数越多，对管理层滥用商誉减值裁量权的监督效果越好。二是分析师具有信息中介效应，通过对收集并整理信息，对股票进行评级、预测并形成研报，将公司信息传递至资本市场，给投资者提供决策参考，有利于缓解管理者与投资者之间的信息不对称问题。郑建明等从外部监督的角度验证了分析师对业绩预告违规的影响及其对管理层行为的监管作用，发现证券分析师的跟踪数量以及明星分析师的数量越多，分析师的预测分歧度越低，上市公司业绩预告违规的概率越低，分析师作为外部监督的治理效用越显著。综上分析，分析师关注度越高，分析师对公司的业绩预测度越精准，将信号传递至资本市场的速度越快，从而有效降低公司与投资者间的信息不对称，使得管理层在进行相关决策时，不得不考虑分析师的监督作用，进而约束自己的不合理不合法行为。基于此，本文提出假设2。

H2：与分析师跟踪人数较少的企业相比，分析师跟踪人数越多的企业，更能有效约束管理者对商誉减值的裁量权。

关于我国的机构投资者，目前已形成了以证券投资基金为主体，保险公司、信托公司等其他类型机构投资者共同发展的格局。学者们对于机构投资者在公司治理中扮演的角色是“监督者”还是“合谋者”持不同观点。一方面，与个人投资者相比，机构投资者拥有更多的资金优势和信息优势，通过专业团队对公司的财务信息进行判断与分析，更易识别企业的异常经营行为，增加了企业管理者不合理操作行为被发现的风险。Glaum et al.通过国别研究发现，当一个国家的执法制度相对薄弱时，机构投资者能代替公共执法对商誉减值确认的及时性产生监督作用。此外，商誉减值作为管理者进行盈余管理的手段之一，机构投资者作为公司外部监督力量，其专业性与外部性能够提高公司治理水平，约束管理层通过商誉减值进行盈余管理的行为，进而促进商誉和商誉减值信息更加透明化。而另一方面，潘越等研究发现，当上市公司发生高管变更时，机构投资者扮演的是上市公司管理层“合谋者”的角色。机构投资者可能出于对自身利益的考虑，与管理层合谋，攫取公司利益。

综上所述，当机构持股比例较大时，机构投资者既有可能更加积极地监督管理层，抑制管理层的投机自利行为从而有效约束其对商誉减值的操控，也有可能为达到短期投资的目的，发生“短视”行为，与管理层“合谋”，这样便丧失了其对管理层的监督作用，增大了管理者自由裁量权的使用空间。基于此，提出对立假设。

H3a：机构投资者的持股比例越高，其对管理者商誉减值裁量权的约束作用越强。

H3b：机构投资者的持股比例越高，其对管理者商誉减值裁量权的约束作用越弱。

三、样本选择与研究设计

（一）样本选择与数据来源

本文选取2008—2020年的A股上市公司作为研究样本。商誉减值和机构投资者数据来自Wind数据库，其余数据均来自国泰安数据库。针对样本数据进行如下筛选：（1）剔除商誉期初数据、当期商誉减值数据及商誉期末数据均为0的公司；（2）剔除所有金融行业的公司；（3）剔除所有ST公司；（4）剔除样本中关键数据缺失样本。本文使用Excel对数据进行初步处理，使用Stata15进行回归检验。最终得到2 501家公司的年度观测数据，共计15 815个观测值，其中商誉减值数据有3 718个。为避免极端值的影响，对所有连续变量均做了首尾各1%的缩尾（Winsorize）处理。

（二）变量定义与研究设计

1.不同外部治理机制对管理者商誉减值自由裁量权的影响

（1）变量定义

①被解释变量

管理者对商誉减值的裁量权（Discretion）。其测算方法如下所示。

借鉴Gros et al.对于商誉减值裁量权的研究思路和方法，该研究将商誉减值的原因分为仅由经济因素引起的部分和被管理者操控的部分。通过建立预期商誉减值模型得到商誉减值预测值，将预期商誉减值同实际商誉减值作比较，二者之间的差异即定义为管理者对商誉减值的裁量权。具体操作如下：

第一步，回归系数估计。将已有的商誉减值数据和引发商誉减值的诸多经济因素进行回归，以此获得与商誉减值相关的经济因素的回归估计系数。

第二步，建立预期商誉减值模型。该模型表示仅由经济因素引起的商誉减值，不包含管理者利用裁量权所操控的部分，此模型中，假定因变量商誉减值是一个未知数，将第一步中获得的回归估计系数代入此模型，从而获得仅由经济因素引起的预期商誉减值（Pre_GWIMP）。

第三步，将第二步中获得的预期商誉减值（Pre_GWIMP）与实际商誉减值（GWIMP）作比较，二者差值定义为管理者商誉减值裁量权（Discretion）。

式1中的因变量是未知的，根据第一步中获得的回归系数估值将各公司每一年度的相关指标数据代入上述商誉减值预测模型式1之中，即得到仅由经济因素引起的预期商誉减值（Pre_GWIMP），参照Ayres et al.、Gros et al.对预期商誉减值的处理方式，由于商誉减值一经计提，后期无法转回，将得到的预期商誉减值为负值的部分视为预期发生商誉减值的可能性低甚至不发生商誉减值，故将其取值为0。把实际发生的商誉减值与预期商誉减值作比较，二者差值即为管理者在商誉减值决策上使用的裁量权（Discretion），如式2所示。

Discretion是本文的被解释变量，该变量是一系列连续数值。Discretion为负值表示实际计提的商誉减值低于仅由经济因素引发的预期商誉减值，管理者可能存在规避商誉减值计提的行为；为正值则表示实际计提的商誉减值大于仅由经济因素引发的预期商誉减值，管理者可能有商誉减值激进行为，即可能存在大量计提商誉减值的行为。

②解释变量

三种外部治理机制。此模型选取了外部审计师、分析师关注和机构投资者作为外部治理机制，设置了如下变量来衡量外部监督力量的强度。

外部审计师（Audit）：根据中国注册会计师协会发布的《2020年度会计师事务所综合评价百家排名信息》，最终选取综合排名前八的会计师事务所，将其定义为高质量会计师事务所。其中“八大”分别是普华永道、安永、德勤、毕马威、天健、立信、信永中和、大华。排名前列的事务所审计师质量较高，监督力量也较强。定义选择“八大”会计师事务所的企业Audit取值为1，否则为0。分析师（Analysist）：分析师跟踪人数多少分别代表监督力量的强弱，该变量定义为上市公司当年分析师跟踪人数加1的自然对数。机构投资者（Instiown）：机构投资者持股比例的高低代表监督力量的强弱，对于该变量直接采用公司当年机构投资者持股的占比来进行衡量。

③控制变量

选取企业规模（Size）、总资产报酬率（ROA）、账面市值比（BM）、资产负债率（Lev）、商誉规模（GWTA）以及影响管理层行为的公司治理因素：两权分离情况（Dual）和高管持股比例（Mshare），同时控制行业和年份。

以上模型具体的变量定义见表1。

表1 变量定义

（2）研究设计

为了检验管理者滥用自由裁量权的行为与外部治理机制间的关系，本文使用式3按照Discretion的不同类别（区分“商誉减值规避行为”和“商誉减值激进行为”）进行分组回归。为了便于观测，将Discretion取绝对值。检验证券分析师和机构投资者对管理者商誉减值操控行为的约束作用的模型与式3类似，依次将证券分析师的代理变量（Analysist）和机构投资者的代理变量In（stiown）代入下列回归模型中进行检验，此处不再重复列出。

2.不同外部治理方式对管理者商誉减值裁量权的内在约束机制

上文已对外部治理机制在管理者商誉减值裁量权方面的约束效果进行了初步的检验。为了探究外部治理方式对管理者自由裁量权的具体影响机制，本文通过进一步研究影响管理者使用自由裁量权操控商誉减值的因素，分别研究不同外部治理机制是如何通过抑制管理者使用裁量权的动机，从而约束管理者行为的。已有文献研究发现，管理者操控商誉减值的行为主要出于盈余管理动机、薪酬契约和管理层变更等原因。其中，盈余管理动机可能体现为为了盈余平滑或洗大澡而操控商誉减值；薪酬动机可能为了维持良好薪酬而推迟确认商誉减值或降低减值金额；管理层变更动机可能在发生管理层变更当年，提取更多的商誉减值，以将减值责任推卸给上一任管理者。

在上述式3的基础上进行拓展研究，加入与管理者操控商誉减值动机相关的变量，研究管理层使用自由裁量权操控商誉的内在动机，再分别从外部审计师、证券分析师和机构投资者的视角，研究不同外部治理机制是否是通过抑制以上动机从而约束管理者在商誉减值方面的自由裁量权的。基于此，设计检验模型如下：

通过式4来验证盈余管理、高管薪酬和管理层变更是否为管理层操控商誉减值的动机；然后，本文再继续观察外部审计师、证券分析师和机构投资者这三种外部治理机制在约束这三种动机方面分别发挥了哪些作用。可以通过式5观察外部审计师在约束“盈余管理、高管薪酬和管理层变更”这三类动机对管理层商誉减值裁量权的影响的作用。通过外部审计师与该动机的交乘项系数来反映其对该动机的约束力。检验证券分析师和机构投资者约束作用的模型与式5类似，此处不再重复列出。

①文中主要回归模型为式3和式5，其余模型为上述模型的推导式或检验式。

四、实证结果及分析

（一）描述性统计

主要变量的描述性统计结果如表2所示，其报告了式3和式5的描述性统计结果。通过式1和式2的计算，本文获得10 006个与管理者商誉减值裁量权相关的数据，说明在15 815个样本中，有63%的公司存在管理者对商誉减值金额不同程度的操纵行为。为了更直观地对管理者商誉减值裁量权展开分析，本文在后续的分析中将推导式中计算出的管理者商誉减值裁量权（Discretion）取绝对值。裁量权的均值、最小值和最大值分别为0.011、0和0.150，说明不同的公司对商誉减值金额的操纵情况千差万别。在外部治理机制的变量中，采用“八大”审计师事务所的公司占总样本的46.2%，标准差为0.499，说明不同公司外部审计质量情况参差不齐。在分析师关注度方面，其跟踪人数加1后的自然对数均值、最小值和最大值分别为1.663、0和4.331，说明不同公司分析师的关注度存在显著差异。在机构投资者方面，其持股比例的均值、最小值和最大值分别为0.383、0和0.972，同样表明不同公司间机构投资者持股比例有较大的差别。

表2 主要变量的描述性统计

（二）多元回归分析

1.不同外部治理机制对管理者商誉减值自由裁量权的影响

为了检验三种不同的外部治理方式对管理者在商誉减值金额层面裁量权的影响，分别将外部审计师、证券分析师和机构投资者作为解释变量纳入式3中进行回归，结果如表3所示。列（1）、列（2）报告了外部审计师对管理者商誉减值自由裁量权的影响，外部审计师与大量计提商誉减值行为的相关系数为-0.008，在1%的水平上显著为负，表明外部审计质量越高，能在一定程度上对管理者商誉减值裁量权的过度使用起到抑制作用，H1得到了初步验证。但在约束管理者利用自由裁量权规避商誉减值方面，则没有表现出其良好的监督作用。这说明外部审计的监督作用有限，并不能完全察觉管理者对商誉减值的所有操纵行为。列（3）、列（4）报告了分析师对管理者商誉减值自由裁量权的影响，分析师与两种类型裁量权的相关系数均在1%的水平上显著为负，表明分析师能对管理者商誉减值裁量权的不合理使用起到良好的约束作用，H2得以验证。列（5）、列（6）报告了机构投资者对管理者商誉减值自由裁量权的影响，机构投资者持股与两种类型的商誉减值裁量权之间的相关系数分别为-0.002、-0.018，并且分别在1%和5%的水平上显著为负，说明机构投资者对管理者商誉减值的自由裁量权具有较好的约束效果，H3a得到了初步验证。

表3 外部监督机制对管理者商誉减值裁量权的影响

2.不同外部治理方式对管理者商誉减值裁量权的内在约束机制

表4提供了管理者商誉减值裁量权的影响因素和外部审计师对其的约束机制。为了更直观地展现外部审计师对管理者商誉减值裁量权的约束作用，将管理者商誉减值裁量权（Discretion）取绝对值。根据表4的A部分（式4）列可知，商誉减值裁量权与管理者变更的相关系数为0.002，在5%的水平上显著为正，而与盈余管理动机、管理者薪酬及管理者任期均无显著相关关系，管理者变更是管理层利用自由裁量权操控商誉减值的主要动因，随着管理层的变更，管理者使用裁量权对商誉减值进行操控的概率越大。Masters-Stout et al.也支持该观点，管理层变更后，新上任的管理者更可能通过盈余管理将业绩不利变化归因于前任。本文进一步引入外部审计师与高管变更的交乘项，以检验外部审计师是否就管理层变更对商誉减值操控的不利影响起到抑制作用，结果如（式5）列所示。外部审计师与高管变更变量交乘项的系数为-0.002，并且在5%的水平上显著为负，说明外部审计师能约束管理者基于声誉的关注度操控商誉减值的行为。根据表4的B和C部分可知，证券分析师和盈余管理动机以及机构投资者与管理者变更交乘项的系数均为-0.003，并且在1%的水平上显著为负，说明在证券分析师跟踪人数较多的情况下，出于盈余管理动机的商誉减值行为减少，分析师主要是通过抑制管理者的盈余管理动机，从而对管理者商誉减值裁量权起到约束作用的，进一步验证了H2。而机构投资者主要是通过抑制管理者出于对自身声誉的考虑而操控商誉减值的行为，进而对管理者商誉减值裁量权起到约束作用的，这也进一步验证了H3a。

表4 外部监督机制对管理者商誉减值裁量权的内在约束机制

（三）稳健性检验

1.基于PSM的检验

为了缓解样本选择上的内生性问题，本文按外部治理机制监督力度的强弱将样本公司分为处理组和控制组，其中处理组是外部监督力度强的企业，控制组是外部监督力度弱的企业，选择控制变量公司规模、账面市值比、资产负债率、商誉余额、是否两职分离、高管持股比例、年份和行业作为企业外部监督力度的特征变量，并采用“最邻近匹配”，按1 1的比例对样本进行匹配。将上述样本进行重新回归，结果与前文一致，表明该研究结论具有稳健性。限于篇幅，此处省略实证过程。

2.变量替换法

式3中，关于管理者对商誉减值的裁量权是通过计算预期商誉减值和实际商誉减值的差值计算得出的，其中实际商誉减值（GWIMP）是以当期计提商誉减值除以期初总资产所得。为了增强实证结果的可靠性，将实际商誉减值采用当期计提商誉减值除以当期期初商誉总额来度量，其他变量不变，重新对式3进行回归，结果与前文一致。此外，在之前的检验中，本文采用证券分析师和机构投资者的连续变量对式3进行回归分析，为了验证研究结果的稳定性，现采用更换变量度量方式对证券分析师和机构投资者进行重新度量，利用上述变量的虚拟变量重新对式3进行回归。对于证券分析师监督力度的度量，取所有公司分析师跟踪人数的中位数，高于中位数取值为1，否则为0。对于机构投资者的度量，取所有公司机构持股者的比例计算中位数，高于其中位数取值为1，否则为0，结果与前文研究结果基本一致。由于篇幅有限，此处结果省略。

3.缩小样本量

2018年，证监会发布了《会计监管风险提示第8号——商誉减值》，此外，部分专家和学者提议将商誉后续计量方式由减值测试改为逐年摊销。相关政策的出台和政策预期致使大多数上市公司在2018年集中计提商誉减值，为了进一步验证本文结论，将受政策影响较大的2018年样本数据剔除，对剩余样本进行回归检验，结果依旧与前文一致，说明本文研究结论具备稳健性。

五、进一步分析

（一）股权性质异质性分析

与非国有企业相比，国有企业不仅仅只关注企业经营绩效，更多的需要考虑政治、社会、民生、就业等其他非盈利因素。因此国有企业管理层基于经营业绩而进行商誉减值操纵的动机不如非国有企业那般强烈。与国有企业相比，非国有企业面临着更大的市场竞争压力，其管理层更有动机通过操纵商誉减值等行为来进行盈余管理，以达到提升公司业绩的效果。本文根据企业的股权性质是否为国有，对样本进行分组回归，检验式3，由于文章篇幅有限，本文仅展示关键变量的回归结果，整合后的结果如表5所示。表5报告的是式3的回归结果。分析回归结果可知，外部审计师在非国有企业中的系数为-0.001，且在5%的水平上显著，而在国有企业中系数不显著；机构投资者在非国有企业中的系数为-0.003，且在1%的水平上显著，在国有企业中的系数为-0.001，在5%的水平上显著，说明外部审计师和机构投资者在非国有企业中的监督作用更明显。证券分析师在两类企业间均具有明显的监督作用。

表5 股权异质性分析

（二）不同类型机构投资者的监督效果

上文关于机构投资者的研究，采用的是上市公司股东中所有机构投资者年末持股比例来衡量机构投资者总体持股的情况，初步检验了机构投资者对管理者商誉减值操纵行为的监督作用。而不同类型的机构投资者在资金行为方式、目标偏好、持股周期等方面存在较大的差异，其对企业管理层的监督效用也不尽相同。故本文借鉴杨海燕等对机构投资者的分类方法，将机构投资者分为证券投资基金、社保基金、合格境外机构投资者（QFII）、保险公司、一般法人机构和信托公司六类，研究不同类型机构者对管理者商誉减值裁量权的约束作用。

表6提供了不同机构投资者与管理者商誉减值裁量权的回归结果。根据列（1）—列（6）可知，证券投资基金、社保基金、合格境外机构投资者（QFII）与两种管理者商誉减值操纵行为的相关系数均显著为负，说明这三类机构投资者对管理层商誉减值裁量权具有较强的约束作用。由列（7）—列（12）可知，保险公司与管理层商誉减值操纵行为相关系数不显著，说明保险公司对管理层操纵商誉减值的行为并未起到监督作用。而一般法人机构和信托公司与管理层商誉减值规避行为呈显著正相关，说明这两类机构投资者的存在，不仅没有对管理层行为起到监督作用，反而助长了管理层操纵商誉减值的行为。这是因为信托公司、一般法人机构和保险公司与被投资公司可能存在某种业务合作关系，该类机构投资者为了维持合作关系，往往会对管理层的决策保持中立或者支持的态度。与之相比较而言，证券投资基金、社保基金和QFII作为独立性更强的机构投资者，他们对上市公司管理层行为的监督作用更明显。

表6 不同机构投资者与管理者商誉减值裁量权

六、结论与建议

（一）结论

在并购活动频发、商誉规模激增的当下，公司业绩变脸引发商誉减值暴雷事件屡屡发生，已然严重影响到资本市场的稳定运行和企业的可持续性发展。本文选取2008—2020年拥有商誉的A股非金融上市公司为研究样本，通过研究不同外部治理机制对管理者商誉减值裁量权的约束效果和内在作用机理，研究结果表明：外部审计师在约束管理层商誉减值激进行为方面具有一定的效果，但在约束管理者规避商誉减值的行为方面并无显著的效果。而证券分析师和独立性强的机构投资者对上述行为均能发挥良好的监督作用。此外，本文通过研究不同产权性质下，外部治理机制对管理者商誉减值行为的监管作用发现，在非国有企业中，外部审计师、证券分析师和机构投资者对管理者商誉减值裁量权的约束作用更为显著。

进一步从管理者操控商誉减值的动机出发，研究这些外部治理机制对管理者裁量权的内在约束机理。研究发现，管理者运用自由裁量权操纵商誉减值的动机主要是盈余管理和维护自身声誉。外部审计师和机构投资者主要是通过抑制管理者基于自身声誉的关注度而做出的操控商誉减值行为，进而对管理者商誉减值裁量权产生约束作用的。而证券分析师是通过抑制管理者盈余管理动机来约束管理者商誉减值裁量权的。

综上，外部审计师作为资本市场的重要守护者，在对管理层滥用自由裁量权操控商誉减值的行为方面并没有充分发挥其约束作用，尤其是在管理层规避商誉减值的行为方面，外部审计师并未扮演好一个有效监督者的角色。而证券分析师和独立性较强的机构投资者作为第三方力量，在一定程度上弥补了外部审计师监督的不充分和不全面问题，后两者的存在对管理者滥用商誉减值裁量权行为有一定的约束效力。

（二）建议

鉴于以上研究结论，本文提出如下政策建议：第一，强化对管理层的有效监督，规范管理者行为，提升上市公司对商誉的风险管控能力。公司董事会和内部审计应扮演好公司内部的监督角色，实时关注管理层是否存在利用职权谋取自身利益的行为。第二，健全外部治理机制，强化专业人员能力，促进监督机构稳健发展。监管部门和市场都应引导会计师事务所加强对商誉减值规避行为的审计，对企业商誉减值的相关事项保持合理的职业怀疑，对企业异常的操作行为予以重视，关注商誉减值的事前、事中、事后的全过程是否公允且合理，及时发现并纠正商誉减值中的违规行为，以更大限度地发挥审计的监督作用。此外，政府和市场应积极鼓励更多的外部治理机构参与到对公司行为的监管中，构筑起资本市场违规行为的有效监管屏障。第三，细化商誉减值测试的可操作性，完善商誉信息披露监管体系，推进会计准则有效执行。针对减值测试中的关键步骤和重要参数提供更为客观、合理和科学的评估方式，缩减管理层和企业的主观操控空间。同时，应进一步强化对上市公司商誉信息披露的监管，从而提高商誉减值信息的可靠性和价值相关性，优化资本市场的发展环境。