鄧 英，張全青

(長沙理工大學 經(jīng)濟與管理學院，湖南 長沙 410076)

一、引言

近年來，越來越多的上市公司進行高溢價并購加速對外擴張，大量的溢價并購迅速積累了巨額商譽泡沫(杜興強等，2011)[1]。國泰安數(shù)據(jù)顯示，深交所全部A股上市公司的商譽規(guī)模相比較2010年的不足200億元，截至2020年底已高達6800億元，隨著巨額商譽的增加，近年來眾多上市公司的商譽泡沫頻頻破裂。商譽泡沫一旦破裂，不僅對公司的凈利潤有重大影響，還會擾亂資本市場正常秩序，引發(fā)金融系統(tǒng)性風險(陳漢文等，2018)[2]?；诖?，研究商譽泡沫的治理對策，對整個理論界和實務界而言都具有極為重要的現(xiàn)實意義。以往文獻大都是從公司內(nèi)部治理機制角度探索抑制商譽泡沫的方法，如內(nèi)部控制、企業(yè)社會責任履行、實際控制人所有權(quán)等可以抑制商譽泡沫(張新民等,2018；許罡,2020；宋佳寧和高闖，2021)[3-5]，但內(nèi)部控制人極易為了各己私利與管理層勾結(jié)，使內(nèi)部治理機制失效。鮮有文獻從外部治理角度探討抑制商譽泡沫的方法。

我國機構(gòu)投資者成長迅速，已發(fā)展成為市場經(jīng)濟中舉足輕重的力量，被視為公司最重要的外部治理機制之一。機構(gòu)投資者在調(diào)研過程中憑借著規(guī)?；I(yè)化的特性對企業(yè)信息進行搜集和解讀，能在一定程度上提高公司信息透明度，緩解代理沖突，監(jiān)督公司規(guī)范其經(jīng)營行為，對企業(yè)發(fā)展具有重要作用(李維安和李濱，2008)[6]。那么，機構(gòu)投資者調(diào)研是否能夠抑制企業(yè)商譽泡沫呢？其作用渠道又如何？

本文選取2013—2020年中國深交所所有A股上市公司作為樣本，研究機構(gòu)投資者調(diào)研對商譽泡沫的抑制效用及內(nèi)部控制質(zhì)量發(fā)揮的中介效應，考慮到非國有企業(yè)相比國有企業(yè)委托代理問題更為嚴重(張桂玲等，2020)[7]，進一步觀察這種效應是否在不同的產(chǎn)權(quán)性質(zhì)下存在差異。本文貢獻在于：第一，從機構(gòu)投資者調(diào)研角度出發(fā)探討這一外部治理機制對公司商譽泡沫水平的抑制作用，在一定程度上補充了現(xiàn)有關于商譽泡沫影響因素的相關文獻。第二，研究機構(gòu)投資者調(diào)研抑制商譽泡沫的作用路徑和作用機制，豐富了關于商譽泡沫治理理論的研究。第三，為機構(gòu)投資者調(diào)研影響商譽泡沫的經(jīng)濟后果提供了新的經(jīng)驗證據(jù)，為證監(jiān)會加強機構(gòu)投資者調(diào)研治理效應的發(fā)揮提供政策制定的決策依據(jù)。

二、理論分析和研究假設

商譽作為企業(yè)一項重要的資產(chǎn)，具有不確定性和不可辨認性，2006年新企業(yè)會計準則規(guī)定商譽應該等于“購買日購買方的合并成本與合并中取得的被購買方可辨認凈資產(chǎn)公允價值份額的差額”。由于現(xiàn)代公司兩權(quán)分離，高管與公司的利益不盡一致，商譽常常淪為高管追求個人利益最大化的工具，管理層可能出于權(quán)力、薪酬等私利，利用信息不對稱，影響對商譽公允價值的估計(Paugam等，2015)[8]。通過在并購過程中高估商譽資產(chǎn)，短期內(nèi)可以增加收益和股票價值，商譽常常也被管理層利用成為公司盈余管理的有效手段(Li和Sloan，2017)[9]。此外，近年來，經(jīng)濟的繁榮和一系列政策支持激發(fā)了管理層的樂觀與自信，大量盲目跟從和熱炒形式的并購事件在資本市場層出不窮，一定程度上也促進了商譽泡沫的形成(李丹蒙等，2018)[10]。最初的研究大多認為商譽能夠顯著增強公司的盈利能力，提高市場價值(Godfrey和Koh,2001)[11]，但是，隨著上市公司確認的商譽巨額增加，現(xiàn)有研究發(fā)現(xiàn)，較高的商譽會給企業(yè)帶來一系列負面的影響，如降低公司未來業(yè)績(鄭海英等，2014)[12]、影響企業(yè)價值(張新民和祝繼高，2019)[13]。

Cheng等(2019)[14]指出機構(gòu)投資者通過調(diào)研可以將公司的基本信息傳遞到資本市場，改善信息傳播方式與傳播速度，降低外部利益相關者與公司之間的信息不對稱水平。同時資本市場對機構(gòu)投資者調(diào)研反應強烈，機構(gòu)投資者調(diào)研相關信息公開發(fā)布后，使企業(yè)財務報表更加透明，從而會提高股價信息含量和改善資本市場信息環(huán)境(黎文靖和潘大巍，2018)[15]。機構(gòu)投資者調(diào)研能夠發(fā)揮監(jiān)督治理作用，控制公司盈余管理行為(Healy和Palepu，2001)[16]。鐘芳(2020)[17]也研究發(fā)現(xiàn)機構(gòu)投資者調(diào)研行為對企業(yè)形成長期的監(jiān)督，具有一定的威懾作用，抑制了管理者“暗箱操作”的動機和能力，進而改善公司的非效率投資。

由于委托代理問題和信息不對稱所引發(fā)的非理性并購行為是商譽泡沫增大的主要因素(陳耿和嚴彩紅，2020)[18]，而機構(gòu)投資者具有專業(yè)優(yōu)勢并主要以大規(guī)模資金投資來獲得投資收益，為避免利益威脅，機構(gòu)投資者常常有動機和能力對上市公司信息進行搜集和解析(Shleifer和Vishny，1986)[19]。因此，本文認為機構(gòu)投資者調(diào)研可以通過直接對管理者進行詢問和交流，了解企業(yè)并購的相關信息和公司的真實情況，對管理者的不合理或過度自信的陳述提出合理的質(zhì)疑，使管理層進行機會主義行為暴露的可能性加大。面對面接觸還使機構(gòu)投資者能對管理者回答問題時的動作神態(tài)進行評估，對管理者形成一種外部壓力，從而能有效抑制管理者的機會主義動機，迫使管理層修正企業(yè)的并購決策。機構(gòu)投資者在調(diào)研之后可能持續(xù)關注被調(diào)研的上市公司財務狀況、經(jīng)營狀況等，必要時還會定期走訪被調(diào)研過的公司，增加了管理層操縱的難度。此外，機構(gòu)投資者調(diào)研信息的發(fā)布，向資本市場傳遞信息，信息透明度的提高使企業(yè)成為社會公眾的重點關注對象，接受更廣泛的關注與監(jiān)督(李昊洋等，2018)[20]，增加了管理層憑借私有信息確認高額商譽獲利的成本和風險，理論上將影響商譽估值行為。基于上述分析，推測機構(gòu)投資者調(diào)研影響被關注公司的并購策略，能抑制由委托代理問題、信息不對稱等引起的企業(yè)商譽泡沫問題。本文提出以下研究假設。

H1：機構(gòu)投資者調(diào)研對企業(yè)商譽泡沫具有抑制作用。

H2：機構(gòu)投資者調(diào)研次數(shù)越多，企業(yè)商譽泡沫越低。

由于委托代理問題的存在，管理層常常避開內(nèi)部控制的監(jiān)管，利用盈余管理、并購套利等手段進行私利行為。楊俠和馬忠(2020)[21]發(fā)現(xiàn)，機構(gòu)投資者通過調(diào)研能夠充分利用自身的信息搜集和分析處理能力，從公司多個角度對公司內(nèi)部控制質(zhì)量進行評估判斷，當機構(gòu)投資者認為公司可能存在內(nèi)部控制問題，考慮到公司內(nèi)部控制問題可能帶來的一系列經(jīng)濟后果，機構(gòu)投資者會出于避免利益威脅的目的而對上市公司實施監(jiān)督和治理行動，要求管理層強化內(nèi)部控制建設，從而提升內(nèi)部控制質(zhì)量。因此，機構(gòu)投資者調(diào)研對于企業(yè)的內(nèi)部控制起到一定程度的促進作用。而高質(zhì)量的內(nèi)部控制可以有效抑制公司的并購商譽泡沫水平(張新民等，2018)[3]，并購發(fā)生時，良好的內(nèi)部控制通過對企業(yè)活動的嚴格監(jiān)督與控制，實現(xiàn)企業(yè)內(nèi)部的相互制衡，對可能存在的管理層機會主義動機進行抑制，也進一步減少企業(yè)決策過程面臨的風險，使企業(yè)能夠更好地選擇并購目標，支付合理的并購對價，進而減少商譽泡沫的產(chǎn)生。因此，本文認為，機構(gòu)投資者調(diào)研提升了公司內(nèi)部控制質(zhì)量，而內(nèi)部控制質(zhì)量的提高有助于有效管理風險，導致較少的機會主義行為，緩解管理者在并購過程中基于私利高估商譽的機會主義動機，即內(nèi)部控制質(zhì)量為機構(gòu)投資者調(diào)研對公司并購商譽泡沫的抑制提供了中間媒介。由此，本文提出如下假設。

H3：機構(gòu)投資者調(diào)研通過提高內(nèi)部控制質(zhì)量抑制企業(yè)商譽泡沫。

企業(yè)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)不同，其行為存在顯著差異，國有企業(yè)的重大決策活動實際上由中央和地方各級國資委或政府部門掌控。并購是企業(yè)最為重要的資源配置戰(zhàn)略，國有企業(yè)有著更為嚴格的決策與監(jiān)管程序(方軍雄；2008)[22]；此外，國有企業(yè)由于受到政府部門的嚴格約束，管理層在日常經(jīng)營中更加遵守法律法規(guī)和會計準則的規(guī)定，公司的會計穩(wěn)健性更高(朱松和夏冬林，2009)[23]，其支付對價相對較少。另一方面，國有上市公司在獲取相關資源方面更多依賴于政府，在面對市場壓力時并不會受到很大的影響，對市場變化的反應也并不敏感，因此機構(gòu)投資者調(diào)研這種非行政性的監(jiān)管對國有上市公司作用可能十分有限。與國有企業(yè)相比，非國有企業(yè)受到來自政府的扶持和監(jiān)管均較弱，管理層的個人特征和過度自信對并購溢價的影響可能要強于國有企業(yè)，加上非國有企業(yè)中小股東參與公司治理的意愿和能力不足，為管理層的私利行為提供了條件。非國有企業(yè)相對來說也更加依靠市場，對市場上投資者的反應更加敏感，當面對更多的機構(gòu)投資者調(diào)研時，更有可能降低不合理的商譽泡沫。因此，本文提出以下研究假設：

H4：相較于國有企業(yè)，非國有企業(yè)中機構(gòu)投資者調(diào)研對商譽泡沫的負向影響更顯著。

三、研究設計

(一)樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

考慮到目前只有深圳交易所從2013年起強制要求上市公司及時披露機構(gòu)投資者調(diào)研相關信息，而上海交易所僅采用自愿性披露規(guī)定，本研究僅選取2013—2020年深圳交易所所有A股上市公司作為樣本進行研究。在原始數(shù)據(jù)的基礎上，對樣本進行了如下的處理：(1)剔除了金融行業(yè)的公司；(2)剔除了ST與*ST的公司；(3)剔除數(shù)據(jù)缺失的樣本公司。經(jīng)過以上處理后共得到8306個年度樣本觀測值。本文涉及變量數(shù)據(jù)的主要來源為國泰安(CSMAR)，機構(gòu)投資者調(diào)研數(shù)據(jù)來自東方財富網(wǎng)旗下的Choice數(shù)據(jù)庫。為避免極端值的影響，本文對所用數(shù)據(jù)中所有連續(xù)變量進行了上下1%的縮尾處理。

(二)變量定義

1.被解釋變量(GW_excess)

本文參考魏志華和朱彩云(2019)[24]的研究，采用模型預測的方法，即以商譽期望模型的回歸殘差來刻畫企業(yè)商譽泡沫(GW_excess)。

2.解釋變量(VisitVars)

參考涂建明和曹雅琪(2021)[25]的研究，本文主要從兩個維度來衡量機構(gòu)投資者調(diào)研。第一，企業(yè)是否被機構(gòu)投資者調(diào)研(Invest0)，即企業(yè)在一個會計年度內(nèi)是否接待了機構(gòu)投資者調(diào)研活動的啞變量，有機構(gòu)投資者調(diào)研賦值為1，否則，賦值為0。第二，機構(gòu)投資者調(diào)研的次數(shù)(Invest1)，即企業(yè)在一個會計年度內(nèi)被機構(gòu)投資者調(diào)研的總次數(shù)加1取自然對數(shù)。

3.中介變量(IC)

參考楊俠和馬忠(2020)[21]的方法，若公司存在以下任一情況，則表明公司當年的內(nèi)部控制質(zhì)量較差，IC取值為0：(1)內(nèi)部控制自我評價報告中披露企業(yè)存在內(nèi)部控制缺陷；(2)年度內(nèi)部控制審計報告被出具非標準審計意見；(3)年度財務報表審計報告被出具非標準審計意見；(4)上市公司發(fā)生違規(guī)行為；(5)企業(yè)當年發(fā)生虧損。反之，如果上市公司當年不存在以上任一情況，則表明公司的內(nèi)部控制有效，IC取值為1。

4.控制變量(Controls)

考慮到影響商譽的因素較多，本文參考張新民等(2018)[3]、高敬忠和楊朝(2021)[26]的研究并結(jié)合本文的研究要點選取控制變量如下：公司規(guī)模(Size)、公司盈利能力(ROA)、公司成長能力(Growth)、公司償債能力(Lev)、股權(quán)集中度(Top1)、兩職合一(Dual)、管理層是否持股(MAHO)、公司上市年限(Age)、審計質(zhì)量(Big4)、公司產(chǎn)權(quán)性質(zhì)(State)，同時控制了行業(yè)和年度的影響。

(三)模型設計

為了檢驗假設 H1、H2、H3，本文參照溫忠麟等(2004)[27]檢驗中介效應的方法，構(gòu)建以下回歸模型逐步檢驗機構(gòu)投資者調(diào)研是否抑制了公司的商譽泡沫以及公司內(nèi)部控制質(zhì)量在其中所發(fā)揮的中介效應。

GW_excessi,t=α0+α1VisitVarsi,t+αi,tControli,t+∑Industry+∑Year+εi,t

(1)

ICi,t=β0+β1Investi,t+βi,tControli,t+∑Industry+∑Year+φi,t

(2)

GW_excessi,t=λ0+λ1Investi,t+λ2ICi,t+λi,tControli,t+∑Industry+∑Year+μi,t

(3)

模型(1)用于檢驗H1、H2，考察機構(gòu)投資者調(diào)研行為是否對公司商譽泡沫具有負向的影響，若系數(shù)α1顯著為負，則表明機構(gòu)投資者調(diào)研能夠抑制商譽泡沫。接著同時聯(lián)立模型(1)至模型(3)對假設H3進行檢驗，具體按以下三個步驟進行。首先，用模型(1)檢驗機構(gòu)投資者調(diào)研是否能夠抑制企業(yè)商譽泡沫；若α1顯著，則用模型(2)檢驗機構(gòu)投資者調(diào)研對內(nèi)部控制質(zhì)量(ICi,t)的影響；若β1顯著，則對模型(3)進行檢驗，同時納入機構(gòu)投資者調(diào)研變量與內(nèi)部控制質(zhì)量(ICi,t)進行回歸；若系數(shù)λ2顯著且λ1不顯著，則為完全中介效應，若系數(shù)λ2和λ1均顯著，則為部分中介效應。

最后在模型(1)、模型(2)、模型(3)的基礎上，對樣本公司按照是否為國企進行分組以驗證假設H4。

四、實證結(jié)果及分析

(一)描述性統(tǒng)計

1.全樣本描述性統(tǒng)計

表1列示的是本文關鍵變量以及控制變量的描述性統(tǒng)計。企業(yè)并購商譽泡沫的均值為0.0236，最大值可以達到0.3705，這說明存在部分公司確認了數(shù)額巨大的商譽泡沫。Invest0的均值為0.7302，表示有73.02%的樣本公司接受了機構(gòu)投資者的調(diào)研。Invest1采用未取對數(shù)之前的數(shù)據(jù)，便于觀察企業(yè)接受機構(gòu)投資者調(diào)研次數(shù)，最小值為0，最大值為36，平均值為4.8778，表明了機構(gòu)調(diào)研呈現(xiàn)出少部分公司被調(diào)研的次數(shù)要遠遠超過其他上市公司。

表1 主要變量描述性統(tǒng)計

2.按產(chǎn)權(quán)性質(zhì)分組描述性統(tǒng)計

將樣本按照是否為國有企業(yè)分組，并以此進行描述性統(tǒng)計。如表2所示，非國有企業(yè)的商譽泡沫、內(nèi)部控制質(zhì)量以及機構(gòu)投資者調(diào)研次數(shù)都與國有企業(yè)樣本存在顯著差異。因此可以考慮不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)下機構(gòu)投資者調(diào)研對商譽泡沫的影響差異。

表2 按產(chǎn)權(quán)性質(zhì)分組描述性統(tǒng)計

(二)多元回歸分析結(jié)果

1.主效應回歸分析

表3列示了機構(gòu)投資者調(diào)研如何影響公司商譽泡沫的實證檢驗結(jié)果。模型(1)報告了機構(gòu)投資者調(diào)研對企業(yè)商譽泡沫總效應的回歸結(jié)果，可以發(fā)現(xiàn)Invest0的系數(shù)為-0.0057，并且至少在5%水平上顯著，這表明，接受機構(gòu)投資者調(diào)研的公司比未接受調(diào)研的公司商譽泡沫水平更低，這支持H1的預期。Invest1的系數(shù)為-0.0055，在1%的水平上顯著，這表明機構(gòu)投資調(diào)研次數(shù)越多，被調(diào)研公司的商譽泡沫水平越低，這支持H2的研究預期。第(3)列，第(4)列為模型(2)的回歸結(jié)果，可以發(fā)現(xiàn)機構(gòu)投資者調(diào)研與否(Invest0)和機構(gòu)投資者調(diào)研次數(shù)(Invest1)與公司內(nèi)部控制質(zhì)量(IC)的系數(shù)分別為0.0539、0.0299，并且都在1%水平上顯著為正，表明機構(gòu)投資者調(diào)研能夠明顯改善公司的內(nèi)部控制質(zhì)量。第(5)、第(6)列為模型(3)的回歸結(jié)果，當公司內(nèi)部控制質(zhì)量(IC)加入模型(1)后，機構(gòu)投資者調(diào)研與否(Invest0)對并購商譽泡沫的影響的系數(shù)由-0.0057變?yōu)?0.0053，-0.0053為機構(gòu)投資者調(diào)研與否抑制并購商譽泡沫的直接效應，0.0539與-0.0072的乘積為間接效應，而公司內(nèi)部控制質(zhì)量(IC)的系數(shù)至少在1%水平上顯著為負，Sobel檢驗P值小于0.05，這表明內(nèi)部控制質(zhì)量(IC)顯著地存在部分中介效應。機構(gòu)投資者調(diào)研次數(shù)(Invest1)的系數(shù)為-0.0053，在1%水平上顯著，代表了機構(gòu)投資者調(diào)研次數(shù)抑制企業(yè)并購商譽泡沫的直接效應，0.0299與-0.0068的乘積為通過中介變量(IC)的間接效應，Sobel檢驗P值小于0.05，內(nèi)部控制質(zhì)量的中介效應依然成立。以上回歸結(jié)果表明，機構(gòu)投資者調(diào)研通過改善內(nèi)部控制質(zhì)量抑制了并購商譽泡沫，H3得到了驗證。

表3 主效應回歸結(jié)果

2.按是否為國有企業(yè)分組回歸分析

區(qū)分國有、非國有上市公司樣本的回歸結(jié)果如表4所示?？梢园l(fā)現(xiàn)，在非國有企業(yè)樣本中，機構(gòu)投資者調(diào)研次數(shù)與商譽泡沫的總效應為-0.0054，直接效應為-0.0052，均至少在1%水平上顯著，基于內(nèi)部控制質(zhì)量的中介負效應也顯著，Sobel 檢驗P值小于0.05。而以上影響在國有企業(yè)中并不存在，說明機構(gòu)投資者調(diào)研對公司商譽泡沫的抑制作用及內(nèi)部控制質(zhì)量在機構(gòu)投資者調(diào)研與公司商譽泡沫的中介效應主要存在于非國有企業(yè)中，H4得到了驗證。

表4 不同企業(yè)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)下分組回歸結(jié)果

(三)穩(wěn)健性檢驗

1.替換變量

(1)商譽泡沫的替代變量

為增強研究結(jié)論的可靠性，本文參照魏志華和朱彩云(2019)[24]的研究，采用了另外一種方法重新度量商譽泡沫，首先將企業(yè)賬面商譽凈額除以企業(yè)期末總資產(chǎn)得到標準化商譽，然后用企業(yè)標準化商譽減去當年所在行業(yè)內(nèi)所有企業(yè)標準化商譽的中位數(shù)，得到經(jīng)行業(yè)中位數(shù)調(diào)整的商譽用來測度商譽泡沫(GW_excess1)。結(jié)果如表5所示，可以發(fā)現(xiàn)，與前文得出的結(jié)論一致，說明論文的研究結(jié)論具有穩(wěn)健性。

表5 替換商譽泡沫穩(wěn)健性檢驗

(2)機構(gòu)投資者調(diào)研的替代變量

機構(gòu)投資者調(diào)研對公司的監(jiān)督治理作用不僅體現(xiàn)在當年該公司是否被機構(gòu)投資者調(diào)研及被機構(gòu)投資者調(diào)研的次數(shù)，在某一時期參與調(diào)研的機構(gòu)投資者家數(shù)也能體現(xiàn)機構(gòu)投資者參與公司治理的過程。因此本文采用當期調(diào)研該公司的機構(gòu)投資者家數(shù)的自然對數(shù)作為自變量(Invest2)進行穩(wěn)健性檢驗，表6的結(jié)果顯示新的機構(gòu)投資者調(diào)研度量方式與之前的檢驗并不存在本質(zhì)性變化，再次說明論文的研究結(jié)論具有穩(wěn)健性。

表6 替換機構(gòu)投資者調(diào)研穩(wěn)健性檢驗

2.內(nèi)生性問題

上文研究表明，機構(gòu)投資者調(diào)研能夠顯著抑制上市公司商譽泡沫，但是機構(gòu)投資者調(diào)研和公司商譽泡沫間可能存在遺漏變量以及反向因果等內(nèi)生性問題，例如機構(gòu)投資者在進行調(diào)研時可能會考慮企業(yè)的盈利能力、公司所處的行業(yè)、公司位置是否靠近經(jīng)濟中心等眾多因素，存在一些因素既會對機構(gòu)投資者調(diào)研產(chǎn)生影響又和公司商譽泡沫相關。為了控制內(nèi)生性問題，本文選取以下工具變量進行穩(wěn)健性檢驗：(1)上市公司所在地是否位于二線及以上城市(李昊洋等，2018)[20]，考慮到便利性，機構(gòu)投資者可能對位于二線及以上城市的上市公司進行調(diào)研，但是是否位于二線及以上城市對企業(yè)商譽泡沫并不會產(chǎn)生直接影響；(2)公司所在行業(yè)接受機構(gòu)投資者調(diào)研的平均次數(shù)(李昊洋等，2018)[20]，如果機構(gòu)投資者多次調(diào)研上市公司所在的行業(yè)的其他公司，那么該公司也越可能被機構(gòu)投資者調(diào)研，但是公司所在行業(yè)接受機構(gòu)投資者調(diào)研的平均次數(shù)與某個公司的商譽泡沫并不直接相關。在過度識別檢驗時，P值為0.9657，認為City與Average外生，與擾動項不相關。從第一階段回歸結(jié)果可以看出工具變量對內(nèi)生解釋變量具有較好的解釋力，City和Average與Invest0在1%水平上顯著正相關，City和Average與Invest1也在1%水平上顯著正相關。檢驗第一階段回歸的兩個工具變量系數(shù)聯(lián)合顯著性的F統(tǒng)計量超過10，故認為不存在弱工具變量。Wu-Hausman F 檢驗的P值均小于0.05，表明Invest0、Invest1為內(nèi)生解釋變量。第二階段檢驗回歸結(jié)果顯示，在考慮內(nèi)生性問題后，機構(gòu)投資者調(diào)研依然能夠有效抑制商譽泡沫。

表7 內(nèi)生性檢驗：工具變量法

五、研究結(jié)論

本文以2013—2020年我國深圳交易所上市公司為樣本，利用東方財富網(wǎng)下Choice數(shù)據(jù)庫統(tǒng)計的機構(gòu)投資者調(diào)研數(shù)據(jù)，研究了機構(gòu)投資者調(diào)研對上市公司商譽泡沫的抑制作用。研究結(jié)果發(fā)現(xiàn)：與沒有機構(gòu)投資者調(diào)研的上市公司相比，有機構(gòu)投資者調(diào)研的上市公司商譽泡沫更低，且機構(gòu)投資者調(diào)研次數(shù)越多，上市公司確認的商譽泡沫越低，即機構(gòu)投資者調(diào)研有利于抑制上市公司的商譽泡沫，且這一結(jié)論在經(jīng)過穩(wěn)健性檢驗后依然成立。進一步，本文通過中介效應檢驗表明了機構(gòu)投資者抑制商譽泡沫的作用機制：機構(gòu)投資者調(diào)研通過提高公司內(nèi)部控制質(zhì)量作用于公司商譽泡沫，即內(nèi)部控制質(zhì)量在機構(gòu)投資者調(diào)研與公司商譽泡沫水平間發(fā)揮了部分中介作用。此外，機構(gòu)投資者調(diào)研對商譽泡沫的抑制作用在非國有上市公司的樣本組中更顯著。

本文的研究意義在于：第一，過去國內(nèi)外學者對機構(gòu)投資者的治理效應的研究大都集中于其持股特征，且尚未得出一致的結(jié)論，本文研究了機構(gòu)投資者調(diào)研這一動態(tài)行為對企業(yè)商譽泡沫的影響，豐富了關于機構(gòu)投資者調(diào)研功能的研究，該結(jié)論表明機構(gòu)投資者調(diào)研作為一種外部治理機制，能夠發(fā)揮積極的治理作用，為引入這一制度提供了決策依據(jù)。第二，通過研究商譽泡沫的外部治理機制，豐富了關于商譽泡沫治理路徑的研究，為證監(jiān)會進一步完善商譽泡沫的治理提供參考價值。由于在非國有企業(yè)中，機構(gòu)投資者調(diào)研對并購商譽泡沫上的抑制作用更加明顯，這一結(jié)論也為監(jiān)管部門及機構(gòu)投資者在實務中有重點地發(fā)揮調(diào)研對商譽泡沫的治理效用提供參考。