媒體報道對企業計提商譽減值準備的加劇效應

陳小珍 陳麗霖

一、引 言

近年來，商譽暴雷事件頻頻發生，據統計，2020年12月我國上市公司商譽總額為1208 億元，商譽減值額為3.076 億元，商譽減值占凈資產的0.234%、占凈利潤的3.321%。關于商譽會計處理問題的理論探討從未停止，國際會計準則理事會和財政部會計準則委員會就商譽問題多次召開研討會，商譽會計處理方法也從平均攤銷發展到減值測試。國際會計準則理事會、美國特許金融分析師協會均支持增加對商譽會計處理方法的披露。隨著并購行為的不斷增加，巨額商譽在計提減值準備時會受哪些因素的影響？媒體是重要的市場參與者之一，發揮著信息中介和外部監督的重要作用。同時，隨著科學技術的不斷發展，信息傳播速度更快、成本更低，媒體信息傳遞的效率隨之提高，輿論力量不斷加強，這使得企業不得不關注涉及自身的新聞報道。但是，媒體報道是否會影響以及如何影響企業計提商譽減值準備的金額？該問題在學術界尚未得到充分重視。因此，本文從媒體報道角度，探究其影響企業計提商譽減值準備的作用機理，以期為商譽會計處理準則的制定與完善提供有價值的參考。

本文的研究貢獻在于：（1）創新性地對計提商譽減值準備進行研究，豐富了商譽的相關理論研究；（2）從外部監督機制出發，研究媒體報道對企業計提商譽減值準備的影響，豐富了企業商譽減值準備計提的研究視角；（3）引入企業內部產權性質，將媒體外部監督與企業產權性質相結合，豐富了企業產權的相關研究理論。

二、文獻綜述

一直以來，關于商譽的概念、確認和計量，相關理論仍有意見分歧（葛家澍，1996）[1]?！皡f同效應觀”認為，商譽源于企業各構成要素有機結合而形成的協同效應；“無形資源觀”指出，商譽是能給企業帶來超額盈利的各種未入賬的無形資源（徐莉萍等，2021）[2]。由于理論上存在分歧，商譽成為被持續關注的重點研究話題。據1992年11月30日財政部發布的《企業會計準則》，商譽與普通無形資產一樣，初始確認按實際成本計量，后續計量采用受益期內平均攤銷的方式。2000年12月29日發布的《企業會計制度》以及2001年1月18日發布的《企業會計準則——無形資產》則將商譽與普通無形資產區分開來，明確商譽是不可辨認的無形資產。2006年2月15日發布的《企業會計準則》規定，商譽的后續計量不再采用攤銷法，改為減值測試法。近年來相關機構也不斷呼吁增加對商譽減值信息的披露。

媒體通過信息挖掘、篩選、分析和傳播來向社會公眾傳遞信息，大多數投資者通過媒體報道獲取和構建自己的信息框架（陸沁曄和陳昊，2021）[3]。從積極方面來看，對于上市公司和投資者來說，媒體報道能反映公司內部控制缺失情況（黃文研，2021）[4]，降低股東違規減持的可能性（吳先聰和鄭國洪，2021）[5]，極大程度上減少了信息不對稱問題，提高了上市公司信息透明度（于波等，2021）[6]；對于公司治理來說，媒體扮演著資本市場監督者的角色（醋衛華和李培功，2012）[7]，能促進企業的創新投資（原東良和周建，2021）[8]，抑制企業稅收激進行為（張陽等，2021）[9]，提高企業承擔社會責任的意識（張可云和劉敏，2021）[10]。然而，媒體也可能基于吸引眼球、追求商業利益（Gurun 等，2012）[11]的目的進行報道，帶來負面影響，甚至影響金融資產的合理定價和準確預測（Tetlock 等，2008；Fang 和Peress，2009）[12][13]，高估股票價值，造成過度投資（胡國強和肖志超，2019）[14]，加劇股價波動（張宗新和吳釗穎，2021）[15]。

基于上述文獻梳理發現，現有研究還存在以下有待深入探討的問題：（1）研究內容上，商譽減值準備是影響商譽減值的重要因素之一，而現有文獻對商譽減值準備經濟后果的關注較少；（2）研究視角上，多數文獻從股價展開研究，未將媒體報道這一重要信息傳播媒介與計提商譽減值準備相聯系。

三、理論分析與研究假設

（一）媒體報道對商譽減值準備金額的影響

根據信息功能假說，媒體報道向外部利益相關者傳遞企業相關信息，提高了信息傳播的廣度和效率，減少了市場摩擦。媒體對企業消息的報道有正面報道和負面報道，傳遞出了企業經營狀況好壞的消息。有研究指出，大多數投資者通過媒體報道的新聞事件獲取和構建自己的信息框架（陸沁曄和陳昊，2021）[3]。行為決策理論指出，決策者在決策過程中處于有限理性狀態，在決策中往往追求的是滿意結果，而非最優結果。因此，管理者在考慮企業計提商譽減值準備金額時，往往根據已有信息做出判斷，而不會投入過多精力評估企業資產價值情況。同時，由于企業計提商譽減值準備金額擁有較大的自由裁量權，自然會將本年媒體報道情況納入考慮因素中。媒體正面報道會使得管理層產生過度自信心理（陳澤藝和李常青，2020）[16]，多數研究表明，管理者過度自信會使得企業在進行并購時產生更多的溢價，這必然導致后續計提更多的商譽減值準備?；诖?，本文提出如下假設：

假設1：媒體報道數量增多會增加企業計提商譽減值準備的金額。

（二）不同產權性質下，媒體報道對商譽減值準備金額的影響

不同產權性質的企業，在經濟發展中承擔的角色有所差異，經營目的也不完全相同。國有企業是國民經濟的命脈，是黨的執政基石，是社會主義經濟的重要支柱，承擔著政治、經濟的雙重任務；非國有企業對我國經濟發展起著重要推動和支撐作用。一方面，媒體報道會使國有企業管理者對企業資產價值的評估更加謹慎，計提商譽減值準備的金額就會更大。另一方面，相較于非國有企業，國有企業與相關行政部門存在較多關聯，對媒體關注引致的行政介入較為敏感。高管任職期間，企業聲譽對其潛在的政治晉升通道有重要影響（陳志軍等，2020）[17]。為了防止對政治晉升產生不利影響，國有企業管理者會更加合規地經營，防止負面報道。出于謹慎性考慮，國有企業會如實甚至更多地計提商譽減值準備金額?；诖?，本文提出如下假設：

假設2：相較于非國有企業，媒體報道對國有企業計提商譽減值準備金額的影響程度更大。

（三）不同市場化程度下，媒體報道對商譽減值準備金額的影響

媒體報道在引起行政部門的關注后，相關行政機構將介入，從而促使企業改正違法違規行為（李培功和沈藝峰，2010）[18]。在此過程中，媒體報道與法律制度具有相同的作用。然而，各地社會發展水平存在差異，各地的法制環境也不完全相同。媒體報道打破了地理屏障，對各地發生的時事進行報道。根據互補效應，企業處在市場化程度較低的地區，政府管制較弱，媒體報道在一定程度上解決了監管力度不足的問題，承擔起了外部監督的責任；根據資源優勢理論，優勢資源會增加企業績效，能在未來持續強化企業的競爭優勢。在市場化程度高的地區，企業面臨的市場環境良好，易于獲得生產經營所需的各種要素，能及時調節企業經營方向。這使得處于市場化程度較高地區的企業在應對外部情況時存在優勢，而處于市場化程度較低地區的企業在面臨媒體報道時處于更加被動的地位?；诖?，本文提出如下假設：

假設3：相較于市場化程度較高的地區，在市場化程度較低的地區，媒體報道對企業計提商譽減值準備金額的影響程度更大。

四、研究設計

（一）樣本選取與數據來源

本文選取2016-2020年滬深A 股上市公司作為研究對象，并根據研究需要對樣本進行了以下處理：剔除金融業上市公司；剔除被ST、*ST 和PT 的上市公司；剔除關鍵變量數據缺失的樣本。最終獲得5223 個樣本觀測值。媒體報道數據來自新聞量化輿情數據庫，市場化程度數據來自王小魯等編寫的《中國分省份市場化指數報告（2021）》中的市場化總指數評分，其他財務數據主要來自國泰安（CSMAR）數據庫。

（二）變量定義

1．被解釋變量

商譽減值準備（GWI）：商譽減值計提與企業后續會計估計或會計穩健性相關（田新民和陸亞晨，2019）[19]，因此，本文基準回歸使用商譽減值準備金額度量企業計提商譽減值準備。

2．解釋變量

（1）媒體報道數（MEDIA）：媒體報道數據來自新聞量化輿情數據庫，該數據庫包含多模塊媒體量化指標庫。本文的媒體報道數據主要取自新聞基本信息表和報社基本信息表，通過數據篩選和匹配匯總得到。選取該數據的原因在于：新聞基本信息表內容覆蓋全面，每篇報道都擁有獨立編碼、報社代碼，可以將報社代碼與報社基本信息表的報社名稱匹配，可以篩選出權威媒體報道，避免媒體報道偏差。本文借鑒沈藝峰等（2013）[20]的做法，選擇8 份具有較大影響力的權威報刊，分別是《中國證券報》、《證券時報》、《證券日報》、《上海證券報》、《中國經營報》、《21 世紀經濟報道》、《經濟觀察報》和《第一經濟日報》，前四份為政策導向報，后四份為市場導向報。

（2）市場化程度（MARKET）：本文借鑒梅蓓蕾等（2021）[21]研究，用王小魯等編制的《中國分省份市場化指數報告（2021）》中的市場化總指數評分來衡量市場化程度。該指數越大，說明政府管制越弱，媒體監督作用越強。當市場化指數大于平均值時，表明市場化程度高，賦值為1；否則表明市場化程度低，賦值為0。

3．控制變量

借鑒梅蓓蕾等（2021）[21]、于波等（2021）[4]的研究成果，將兩職分離率（DUAL）、成長性（GROW）、總資產收益率（ROA）、公司規模（SIZE）、資產負債率（LEV）、經營活動現金流（FCF）、是否聘請國際四大會計師事務所進行年報審計（BIG4）等作為控制變量。

4．中介變量

（1）分析師關注度（ANAATT）：借鑒周姣（2021）[22]的研究，將一年內有多少個分析師（團隊）對該公司進行過跟蹤分析作為分析師關注度衡量指標，一個團隊數量為1，不單獨列出其成員計算數量。

（2）投資者情緒（CICSI）：借鑒王典和徐富強（2021）[23]的做法，構建模型（1）計算投資者情緒指數，其中：DCEF 為基金折價率，TURN 為上月交易量，IPO 為當月IPO 的個數，IPOR 為IPO 流通股數加權的平均收益率，CCI 為消費者信心指數，NIA 為上月新增投資者開戶數。

相關變量的具體定義詳見表1。

表1 變量定義

期末總資產的自然對數控制變量公司規模 SIZE資產負債率 LEV 期末負債總額/ 期末資產總額經營活動現金流 FCF 經營活動產生的現金流量凈額審計機構 BIG4虛擬變量，若審計機構為四大會計師事務所則取1，否則為0中介變量分析師關注度ANAATT在一年內，分析師（團隊）對該公司進行過跟蹤分析的數量投資者情緒 投資者情緒指數（標準化）CICSI

（三）模型構建

借鑒已有研究，構建模型（2）檢驗媒體報道對企業計提商譽減值準備金額的影響；進一步，按企業產權性質和所處省份市場化程度高低將樣本進行分組回歸，檢驗不同產權性質和市場化程度下媒體報道對企業計提商譽減值準備的影響。

五、實證結果及分析

（一）描述性統計

表2 的描述性結果顯示，樣本公司計提的商譽減值的均值為1.65 億元，最大值為91.7 億元，最小值為10 元，表明各企業計提的商譽減值準備金額差異較大。媒體報道總數平均值為7.38，標準差為64.93，高于平均值9 倍，表明當前媒體對上市公司報道數量差異較大。投資者情緒均值為1.1，標準差為0.66，表明整個研究樣本期內投資者存在明顯情緒波動。分析師關注度的最大值為75，最小值為0，中位數為3，表明分析師對不同企業的關注度也存在一定的差異。

表2 變量描述性統計

（二）回歸分析

為檢驗媒體報道對企業計提商譽減值準備的影響，本文將媒體報道作為解釋變量，企業計提的商譽減值準備金額作為被解釋變量，對模型（2）進行回歸檢驗。表3 中的列（1）為媒體報道對企業計提商譽減值準備的影響，列（2）和列（3）是將樣本分為國有企業和非國有企業進行回歸的結果，列（4）和（5）是將樣本分為市場化程度高和市場化程度低進行回歸的結果，系數經標準化處理而得。

表3 媒體報道對企業計提商譽減值準備金額的回歸分析

列（1）的回歸結果顯示，媒體報道（MEDIA）的回歸系數為0.031，與企業計提商譽減值準備金額在5%的水平上顯著正相關，表明媒體報道增加能增加企業計提商譽減值準備的金額，回歸結果支持了研究假設1。

列（2）和列（3）的回歸結果顯示，對于非國有企業，媒體報道對企業計提商譽減值準備金額的影響系數為-0.008，但不顯著。這可能是因為：當媒體對企業進行正面報道時，企業不會計提商譽減值準備，而當媒體對企業的報道為負面報道時，若企業計提商譽減值準備則意味著企業資產發生了貶值，即贊同了媒體的負面報道，這會傳遞出企業經營不善的信息，引起股價波動，進而對企業產生不利影響。而對于國有企業，媒體報道（MEDIA）的回歸系數為0.138，與企業計提商譽減值準備金額在1%的水平上顯著正相關，表明相對于非國有企業，媒體報道對國有企業計提商譽減值準備金額的影響程度更大，回歸結果支持了研究假設2。

列（4）和列（5）的回歸結果顯示，在市場化程度高的地區，媒體報道的回歸系數為-0.023，不存在顯著關系。這可能是因為：處于市場化程度較高地區的企業，一方面企業面臨的市場環境良好，易于獲得生產經營所需的各種要素，容易調節企業的生產經營方向，面對外部事件沖擊時有較強的應對能力；另一方面，市場化程度高的地區法制環境相對較好，企業會更多地按照法律法規開展經營活動，媒體報道僅會作為參考因素。市場化程度低的地區回歸系數為0.238，與企業計提商譽減值準備金額在1%的水平上顯著正相關，表明相對于市場化程度高的地區，在市場化程度低的地區，媒體報道對國有企業計提商譽減值準備金額的影響程度更大，回歸結果支持了研究假設3。

六、影響機制檢驗

根據前文的理論分析，媒體報道會增加企業計提商譽減值準備的金額。本部分將通過中介效應，進一步厘清媒體報道對企業計提商譽減值準備的影響路徑。中介效應是指解釋變量通過中介變量作用于被解釋變量，在基準回歸中加入中介變量后，被解釋變量與解釋變量和中介變量均顯著相關時，稱為部分中介效應，表示解釋變量和中介變量均會對被解釋變量產生影響；若被解釋變量僅與中介變量顯著相關，則稱為完全中介效應，表示解釋變量僅通過中介變量影響被解釋變量（杜昕倩，2021）[24]。

（一）基于投資者情緒的影響路徑

大多數投資者通過媒體報道的新聞事件獲取和構建自己的信息框架，但媒體報道具有傾向性，投資者決策具有偏好性且關注是有限的，因此媒體報道的傾向性成為影響投資者情緒的一個指標，并能影響股票市場的整體走勢（陸沁曄，2021）[3]。從投資者來看，投資者會根據企業股價評估企業經營好壞，進而對股價產生“牛鞭效應”；從企業來看，企業會通過觀察股價走勢調整相關決策，進而影響企業計提商譽減值準備，在這一過程中投資者情緒進一步加劇了該效應?；诖?，本文采用標準化投資者情緒作為中介變量，并在模型（2）的基礎上構建模型（3），檢驗投資者情緒的中介效應。

表4 列（1）和列（2）列示了投資者情緒的中介效應。列（1）中標準化投資者情緒與媒體報道的回歸系數為-0.045，與媒體報道在1%的水平上顯著相關；列（2）表明，加入標準化投資者情緒后，媒體報道和標準化投資者情緒的回歸系數分別為0.033 和0.045，均與企業計提商譽減值準備在1%的水平上顯著相關。列（1）和列（2）驗證了投資者情緒在媒體報道對企業計提商譽減值準備的影響中起到部分中介作用。

（二）基于分析師關注度的影響路徑

分析師對企業的關注也屬于外部監督手段之一，媒體報道會影響分析師的預測難度和預測成本，公司違規受罰會導致分析師關注度降低（廖佳和蘇冬蔚，2021）[25]。公司產生違規行為后，媒體將對這一事件進行報道，發揮其外部監督作用，這必然會引起企業的關注?；陂L期考慮，企業會依據會計謹慎性原則，如實或計提更多的商譽減值準備?；诖?，本文采用“一年內分析師（團隊）對該公司進行過跟蹤分析的數量”作為中介變量，在模型（2）的基礎上構建模型（4），檢驗分析師關注度的中介效應。

表4 中的列（3）和列（4）列示了分析師關注度的中介效應。列（3）中分析師關注度與媒體報道的回歸系數為0.046，與媒體報道在1%的水平上顯著相關；列（4）表明，加入分析師關注度后，媒體報道和分析師關注度的回歸系數分別為0.032 和-0.031，均與企業計提商譽減值準備在5%的水平上顯著相關。列（3）和列（4）驗證了分析師關注度在媒體報道對企業計提商譽減值準備的影響中起到部分中介作用。

表4 分析師關注度與投資者情緒中介效應的回歸分析

七、結論及建議

媒體報道具有信息中介和外部監督功能，能增加信息透明度，影響企業計提商譽減值準備的金額。本文以2016-2020年滬深A 股上市公司為研究樣本，實證檢驗了在不同市場化程度和產權性質的情況下，媒體報道對企業計提商譽減值準備的影響，同時檢驗了其影響機制路徑。研究結果表明：第一，媒體報道數量與企業計提商譽減值準備金額之間存在顯著正相關關系，即媒體報道數量的增加會提高企業計提商譽減值準備的金額。第二，將樣本按產權性質分為國有企業和非國有企業兩類，實證結果表明，相對于非國有企業，媒體報道對國有企業計提商譽減值準備的影響程度更大。第三，將樣本按市場化程度分類，實證結果表明，相對于市場化程度高的地區，在市場化程度低的地區，媒體報道對國有企業計提商譽減值準備的影響程度更大。第四，為進一步檢驗媒體報道對商譽減值準備計提的影響路徑，本文將投資者情緒和分析師關注度分別作為中介變量進行實證檢驗，結果表明，媒體報道在對企業計提商譽減值準備的影響中均存在部分中介效應。

基于上述研究結論，本文提出如下建議：第一，規范媒體報道行為，完善相關監督政策法規。媒體應秉持客觀理性態度，切忌為博眼球而進行夸大報道，傳播不實信息，誤導投資者。第二，完善商譽減值準備計提的相關會計準則，避免企業出于自身利益和特殊目的而隨意計提商譽減值準備。第三，加強窗口指導，不能讓投資者被媒體“牽著鼻子走”，防止出現羊群效應，促進金融市場健康發展。