（西南交通大學經(jīng)濟管理學院，成都 610031）

引 言

截至2018年第3季報，全市場總商譽總額已從2014年的3.33億元增加到1.45萬億元。高額商譽代表著并購方對被并購方未來獲取超額收益能力的肯定，但高商譽往往伴隨著高減值風險。因計提商譽減值導致的業(yè)績 “爆雷”持續(xù)攪動著股票市場，已經(jīng)發(fā)展到了談商譽色變的境地。商譽減值會扣減企業(yè)當期利潤，企業(yè)有動機將商譽減值延遲或集中體現(xiàn)。如果商譽減值一次性集中體現(xiàn)，將可能使得業(yè)績波動幅度較大，造成強烈的市場反應。實踐表明，巨額商譽減值公告會吸引大量投資者的注意，但是，現(xiàn)有研究大多從商譽減值的形成原因及后果方面進行研究，較少從投資者注意的角度分析計提商譽減值公告效應。

Kahneman（1973）［1］建立的行為經(jīng)濟學理論認為個體在處理信息或執(zhí)行多任務時的能力是有限的，因此注意成為認知過程中的一種稀缺資源。個體在面臨多信息或多任務時必須分配其有限的注意力，從而對某一時間投入更多的關注勢必意味著在另一個事件上注意力的下降。投資者處于信息爆炸的網(wǎng)絡時代，當其進行投資決策時，面對的是浩如煙海的市場信息及自身有限的信息處理能力，需要在不同的證券上配置有限的注意。Aboody 等（2010）［2］認為投資者在證券市場中常常由于自身精力和時間的限制，無法完全接受并理解市場中的所有信息。投資者對于市場信息的認識和理解會直接影響到他們的投資決策和交易行為，從而對證券市場產生影響。

現(xiàn)有文獻的研究主要集中于投資者注意在股票間發(fā)生變動時對市場產生的影響。但是，投資者注意對證券市場的影響可以從兩個角度進行分析，（1）存在由于注意變動而引發(fā)投資行為（Barber和 Odean， 2008）［3］； （2） 股票也存在不斷被投資者注意后所累積的存量注意表征的市場曝光差異，這種市場曝光對其信息傳播具有影響（董大勇和吳可可，2018）［5］。因此有必要結合投資者長期累積存量注意的特征，分析投資者注意對證券市場的影響。 Merton和 Robert（1987）［4］根據(jù)在不完全信息條件下的資本市場均衡模型，提出投資者認知假說，他認為投資者對不同證券所擁有的信息不相同，他們只會投資自己了解的證券。衡量投資者認知程度的指標包括兩類：（1）股東人數(shù)，即Merton所指的投資者基數(shù)；（2）公司的知名度，即關注公司股票的證券分析師人數(shù)和媒體報道頻率。

注意的測度是較為困難的，無論是新聞媒體報導、換手率、交易量，還是根據(jù)網(wǎng)絡行為測度的谷歌搜索指數(shù)、百度指數(shù)等注意指標，這些都主要捕捉了新增投資者注意的情況，難以測度被注意目標上投資者注意配置的累積性存量特征。因此，本文將在前人研究的基礎上，以個股歷史累計交易金額衡量投資者注意，個股的交易金額是投資者交易行為的結果，歷史累計的交易金額反映了投資者注意的存量特征，由此可以實證考察投資者存量注意對商譽減值公告效應的影響。

1 研究假設

行為金融學研究認為股票價格的巨大波動與投資者注意密切相關。馮旭南（2014）［6］以百度指數(shù)作為個人投資者信息需求的代理變量，研究得出個人投資者在業(yè)績公告前期搜索信息的活動越強，越臨近業(yè)績公告公布時，股價對業(yè)績預告的提前反應越強。當業(yè)績公告實際公布時，股價的及時反應就會減弱。黃輝（2013）［7］認為媒體負面報道有一定的負向市場反應，并且深度的、具有嚴重侵害性的負面報道引致的市場反應更為強烈。Cheng等（2017）［8］研究發(fā)現(xiàn)在短期內公司業(yè)績會在公司計提商譽減值后出現(xiàn)下滑，但是長期來看，商譽減值對公司業(yè)績會有正向影響。韓宏穩(wěn)等［9］表示并購的企業(yè)沒有給上市公司帶來正向的增值收益，當這種負面信息在證券市場中傳播時，會對上市公司的股價崩盤風險有著正向的影響。 Stunda（2018）［10］認為對于商譽減值的公司，公告后緊接的會計收益與股價之間存在負相關關系?；谝陨涎芯?，本文提出假設1：

假設1：商譽減值公告對交易市場產生負面影響。

席岑等（2018）［11］發(fā)現(xiàn)負面信息披露事件會對股票市場造成沖擊，投資者對公司的關注度越高，市場反應程度越大。Peng等（2007）［12］基于注意力分配模型，從信息處理的角度出發(fā)，認為當投資者將注意越分配到特定公司上，該公司的股價會更加表現(xiàn)出過度反應的特點。本文認為投資者注意的高低也會影響商譽減值公告的市場反應。本文從投資者注意的靜態(tài)存量結構角度出發(fā)，考察投資者注意對商譽減值公告效應的影響。因此提出假設2：

假設2：商譽減值公告后，投資者注意高低對市場反應的影響存在差異。

2 研究設計

2.1 數(shù)據(jù)與變量

本文選取2014年1月1日至2018年12月31日發(fā)布商譽減值公告的31家公司為研究樣本。股票交易金額等股票市場數(shù)據(jù)均來自國泰安CSMAR數(shù)據(jù)庫。由于注意力存在隨時間遞減的特征，本文關于歷史累計交易金額的計算公式為：

其中，CVMit為股票i在時間t的歷史累計交易金額，λ為日衰減系數(shù)，隨機選取λ值，分析董大勇和吳可可［5］提出的自選股關注度指標與歷史累計交易金額的相關系數(shù)值，依據(jù)最大相關系數(shù)原則，確定λ值為0.9967。Volmi為股票i的單個交易日交易金額。

本文基于市場調整模型計算累積超額收益率。模型如式（2）、（3）：

其中，Rit為股票i在第t天的實際收益率；為股票i在第t天的正常收益率；為研究事件的時間窗。

2.2 回歸模型的設定

本文探究投資者注意高低對商譽減值公告效應的影響，回歸分析模型如下：

其中，CAR［t1，t2］為窗口期內的累計超額收益，本文計算了公告前7天至公告后6天的累計超額收益，用于分析公告前后的市場反應。WG為上市公司商譽減值公告中的商譽減值額。CVM為歷史累計交易金額，即注意的代理，將投資者注意從小到大排列，取較高20%為高注意組，記為CVMhi，上市公司處于高注意組的為1，否則為0，此時系數(shù)反應的是當CVMhi＝0即為低注意組時，對商譽減值公告效應的影響，δ3反應了高低注意組對商譽減值公告的市場反應是否存在差異。取較低20%為低注意組，記為CVMlo，上市公司處于低注意組的為1，否則為0，此時系數(shù)δ1反應的是當CVMlo＝0即為高注意組時，對商譽減值公告效應的影響。模型的控制變量包括市凈率、市銷率、換手率、流通市值、成交金額、流動性指標和公司市場價值。

3 回歸結果

運用上文所述的超額收益及累計超額收益的計算方法，得出了31家發(fā)布商譽減值公告公司在窗口期［-7，6］交易日股票平均超額收益率和平均累計超額收益率情況，如表1所示。

表1 商譽減值公告窗口期內MAR和MCAR一覽表

從表1我們可以看出在［-7，6］的窗口期內，平均超額收益率MAR大部分小于零，只有在減值公告前3、4、5天及減值公告后第4天出現(xiàn)正值。在商譽減值公告當天平均超額收益出現(xiàn)最大負值，隨后呈波動遞減的趨勢，說明減值信息持續(xù)影響了市場反應。平均累計超額收益MCAR從公告前3天開始呈現(xiàn)持續(xù)波動下降的趨勢，僅在公告前1天和［0，4］的窗口期出現(xiàn)了小幅的上升，說明商譽減值公告確實給市場帶來了負效應。

以上僅僅是對商譽減值公告對股價的影響進行了描述性分析，為了探究商譽減值公告是否真的對股價產生影響，下文將對其進行顯著性檢驗，設置顯著性水平為0.1。當顯著性水平小于0.1時，表明商譽減值公告具有信息含量，能夠對股價產生顯著影響。通過計算［-7，6］窗口期內的CAR，分析市場在公告前后對商譽減值信息的反應。從表1中可以看出，在商譽減值公告前，不存在顯著不為0的累計超額收益，說明市場并未對商譽減值公告做出提前反應。在公告當天及后6天的時間里累計超額收益的T檢驗值均顯著為負，說明商譽減值公告在該時間段里影響了公司股價，市場做出了明顯的反應。

表2 對CAR的T檢驗結果

在進行顯著性水平檢驗時，對商譽減值公告當日及公告前后一日進行顯著性檢驗，即對t＝0、t＝-1和t＝1時刻的超額收益率AR進行顯著性檢驗。此外，為了探究商譽減值公告是否具有市場預期效益和市場披露效應，本文還將對［-7，-1］、［0，1］、［2，6］、［-7，6］不同時間窗口內的累計超額收益率CAR進行顯著性檢驗。其中［-7，-1］代表預期效應，［0，1］代表短期披露效應，［2，6］代表長期披露效應，［-7，6］則代表該事件的整體效應。

表3 商譽減值公告超額收益率的顯著性檢驗

從表3中可以得到，累計超額收益率CAR［-7，-1］及公告前1天的超額收益率AR顯著性檢驗結果均不顯著，說明在公告前消息應該沒有被泄露出去或者已經(jīng)被投資者所預期到，股市沒有做出提前反應，因此不具有預期效應。在商譽減值公告披露當天超額收益率AR為-1.04%且通過了0.01水平下的顯著性檢驗，說明商譽減值公告的確具有信息含量，在披露當日能夠引起股價強烈負向反應。觀察商譽減值公告披露后的時間窗口內的超額收益率， 在［0，1］、［2，6］的窗口期內均顯著為負，說明商譽減值公告在披露后能夠引起股價負向反應，具有披露效應。從整體來看，在［-7，6］的窗口期內通過了0.05水平下的顯著性檢驗，說明就整體效應而言，商譽減值公告能夠引起股價的負向反應。

前文研究發(fā)現(xiàn)市場在商譽減值公告披露后出現(xiàn)了顯著的負向反應，本文研究投資者注意對商譽減值公告的影響，因此本文用變量CVM衡量投資者注意，從小到大排列，取較高20%為高注意組記為CVMhi，較低20%為低注意組記為CVMlo，對［-5，-1］、［0，1］、［2，6］窗口期的投資者注意力高組與低組的累計超額收益之差進行T檢驗，分析高低注意下的市場反應是否存在差異。從T檢驗的結果來看，在公告后［2，6］窗口期內，高低注意下市場反應出現(xiàn)顯著差異。并且公告后的累計超額收益均為負，從Mean值可以看出，在［2，6］窗口期內，高組的反應程度高于低組的反應程度，因為Mean值為負。

表4 注意力高組與低組之差的CAR顯著性檢驗

為了進一步檢驗上述結果的準確性，本文在加入控制變量的基礎上，對投資者注意力高低下，商譽減值公告的市場反應進行分析。表5是對回歸模型中主要變量的描述性統(tǒng)計，前文的研究發(fā)現(xiàn)，在商譽減值公告后時常出現(xiàn)顯著的反應，為了分析投資者注意力對市場反應的影響，本文將著重回歸分析在［2，6］窗口期內的市場反應。

表5 主要變量描述性統(tǒng)計

表6是對模型（4） 在［2，6］窗口期內的回歸結果。從表6中我們可以看出，變量沒有通過顯著性檢驗，說明當投資者注意較低時對商譽減值公告效應的影響并不顯著，這說明在低注意下，商譽減值公告效應并不會受到投資者存量注意的影響。WG×CVMhi在0.1水平下通過顯著性檢驗，說明高低注意度組對商譽減值公告的市場反應存在差異，由于前文結果表明，低注意組的市場反應不顯著，因此本文可以預測高注意組將會顯著影響市場商譽減值公告的反應。

表6 投資者低注意組對商譽減值公告效應的影響

表7是對模型（5） 在［2，6］窗口期內的回歸結果。從表7中可以看出，變量WG在0.05的水平下通過顯著性檢驗，說明當投資者注意較高時對商譽減值公告效應的影響顯著。WG×CVMlo在0.1水平下通過顯著性檢驗，說明了高低注意組對商譽減值公告的市場反應存在差異，與前文研究結果一致。表6、表7的結果均顯示變量Liquidility在0.1的水平下顯著，表明無論投資者注意高低，變量Liquidility都對商譽減值公告效應存在顯著影響。

表7 投資者高注意組對商譽減值公告效應的影響

4 結 論

本文以個股歷史累計交易金額衡量投資者注意，選取了31家發(fā)布商譽減值公告的上市公司，通過實證分析得到以下兩個結論：（1）上市公司的商譽減值公告在披露后能夠引起股價負向反應，具有披露效應。累計超額收益率在［-7，-1］窗口期顯著性檢驗結果不顯著，說明在公告前消息應該沒有被泄露出去或者已經(jīng)被投資者所預期到，股市沒有做出提前反應，因此不具有預期效應；（2）高低注意組對商譽減值公告的市場反應存在差異，低注意組的市場反應不顯著，而高注意組顯著影響市場商譽減值公告的反應，對投資者進行投資組合的選擇具備現(xiàn)實意義。