債券市場能識別并購后商譽減值的風險嗎

楊志強 張雨婷

【關鍵詞】 信用利差; 商譽減值; 信號傳遞

【中圖分類號】 F275.5;F832.5? 【文獻標識碼】 A? 【文章編號】 1004-5937（2022）05-0127-09

一、引言

近年來，我國資本市場中兼并收購交易劇增，基于不合理并購估值形成的商譽資產對上市公司合并報表的影響越來越大。然而，在上市公司瘋狂并購的背后，巨額商譽減值現象頻發、接連“爆雷”，也引起了監管層、業界人士和學術界的極大關注①。如果我國上市公司為了拓展業務版圖，盲目進行外延式并購，可能會導致商譽減值風險在未來集中爆發，不僅會給資本市場帶來系統性風險，也會在一定程度上損害公司的經營效率，進而影響實體經濟穩定健康發展。在資本市場上，長期以來企業都是以間接融資為主，雖然近年來直接融資比例有所上升，但總體上發展不足。發行債券作為重要的直接融資方式之一，雖然融資體量相對更大，但卻并沒有得到我國學者們的足夠關注。而金融資源若想更好地服務實體經濟，就必須提高金融資源的配置效率，因此對債券市場的金融資源是否配置到我國經濟的重點領域和薄弱環節亟須提供經驗證據。2014年，“11超日債”的違約，宣告了我國公司債券剛性兌付被打破，使得債券投資者開始更多地關注發債企業的信息披露（彭疊峰等，2018）。研究表明，企業的會計信息能幫助投資者合理評估企業風險，在有效率的債券市場中，投資者也會對企業的信息披露極為敏感。那么，商譽減值作為企業披露的會計信息，是否也會引起債券市場的反應？債券投資者會因為企業并購后商譽減值要求更高的風險溢價嗎？如果企業的商譽減值信息能引起債券信用利差的變化，那兩者的關系又受到什么因素影響？為了探究這一問題，本文基于信號傳遞理論，檢驗債券市場識別企業商譽減值信息的效率，并進一步研究哪些因素會影響債券市場對企業商譽減值信息的傳遞效率。

本文以2010—2019年間發行公司債的A股上市公司為樣本，探討債券投資者對企業商譽減值信息的解讀和所引發的投資行為，從而分析債券市場是否將金融資源配置到經濟的薄弱領域和關鍵環節。研究發現，與未發生商譽減值的企業相比，發生商譽減值的企業債券信用利差更高，且并購后商譽減值越大的公司債券信用利差越高。進一步研究發現，是否處于業績承諾補償期、并購溢價、并購支付方式特征，以及鼓勵企業并購的政策顯著影響了債券市場對商譽減值信息的傳遞效率。

本文主要貢獻如下：（1）以往研究側重于探討商譽減值計提的動機與商譽減值對股票市場的影響，對商譽減值是否影響債券市場的投資行為的研究相對較少，本文拓展了這方面的研究，為防范化解重大商譽減值風險提供了新的經驗證據。（2）本文從信號傳遞角度入手，將商譽減值行為視作一種信號，以此考察債券投資者對該信號的解讀，并進一步區分業績補償承諾、并購溢價、并購支付方式等橫截面以及鼓勵企業進行并購的宏觀政策效應進行分析，豐富了債券融資的文獻。（3）從實踐來看，本文研究表明，債券價格能反映企業的商譽減值行為，債券投資者能以較高的風險溢價抑制企業的商譽減值，降低經營風險;而對于需要融資進行并購的企業，則有利于其基于合理估值進行理性并購，提高并購效果與協同效應，也為優化完善債券市場體系、建立健全配套機制提供了理論依據。

二、文獻綜述與研究假設

（一）并購商譽減值相關研究

目前，國內外學者對商譽減值風險的研究主要集中在商譽減值計提的動機和經濟后果兩個方面。Ramanan et al.

（2009）認為企業計提商譽減值的經濟因素主要包括債券契約、股票價格等，此外，公司管理層還會出于聲譽與薪酬等原因，在企業有較大商譽減值風險時仍然不計提商譽減值準備[1]。Li et al.[2]通過研究發現，為了抬高公司的收益與股價，企業管理者可能會延遲計提商譽減值。其次，盧煜等[3]基于盈余管理的視角，發現企業管理層會出于盈余平滑和“洗大澡”兩個目的計提商譽減值。張新民等（2018）研究發現，企業的內部控制質量會抑制并購前不合理的估值溢價以及并購后的商譽減值風險。最后，有研究表明，股票價格也會對企業商譽減值有影響。在股價高估時期，企業的并購估值會更加不合理，在未來也會面臨更高的商譽減值風險[4]，而不合理的高并購溢價和由此產生的商譽規模也會在未來加劇企業的商譽減值風險，進而提高上市公司的股價崩盤風險[5]。

可見，現有關于商譽減值的研究中，更多的研究集中在股票市場，那么債券市場能否識別企業商譽減值信息，將其解讀為消極信號，從而做出反應呢？為了探究這一問題，本文從債券市場出發，基于企業并購估值探討商譽減值所帶來的經濟后果。

（二）債券信用利差相關研究

金融資源的合理配置對經濟穩定健康發展至關重要。債券市場作為我國資本市場的重要組成部分，對資金融通和合理配置金融資源至關重要。債券信用利差作為補償債券投資者可能承受的企業違約風險的部分（王雄元等，2017），體現了企業在債券市場上的融資成本。如果債券市場有效，則企業發行的債券違約風險越高，信用利差會越大。此外，若企業發行的債券期限越長，債券信用評級越低，宏觀經濟波動和貨幣政策的調整對債券信用利差的影響會逐漸加大（于靜霞等，2015）。其次，大量研究表明，流動性風險也會顯著影響債券信用利差。Chen et al.發現，若債券市場的資金流動性受阻，投資者會要求更高的風險溢價補償，導致債券信用利差上升，反之亦然。當企業發行的債券可能存在暫停交易的風險時，債券投資者也會要求較高的投資回報來彌補債券無法及時變現的流動風險（周宏等，2016）。最后，信用風險也會影響債券信用利差。對于積極承擔社會責任的企業來說，債券投資者會認為其更具有社會責任感和影響力，從而要求較低的收益率[6]。鐘廷勇等[7]發現，對于債券剩余期限越長、市場競爭越激烈的企業，成本粘性對債券信用利差的正向影響會被削弱。

（三）研究假設

在資本市場中，投資者如何解讀企業商譽減值所傳遞的信息是其決定是否投資的動因之一。從現有研究來看，學術界更青睞于研究股票市場中商譽減值的經濟后果。Knauer et al.[8]研究發現，企業披露商譽減值信息后會導致股票價格下跌。張新民等（2018）發現，商譽減值會向市場傳遞負面信號，可能會釋放出企業并購業績不佳和未來盈利能力較差等信號。Glaum et al.[9]研究發現，商譽減值與企業績效顯著負相關。其次，公司高管可能出于合謀動機進行不合理的高溢價并購，以達到實質性的利益輸送（謝紀剛等，2013），這也會導致并購時超額商譽的形成，增加并購后商譽減值的風險（張新民等，2018）。張新民等[10]通過進一步研究發現，若上市公司并購整合能力較低、業績未達到對賭目標，也會導致并購后商譽減值的發生。最后，并購后商譽減值可能意味著高管存在利用商譽減值來操縱報表，實施盈余管理（林勇峰等，2017），但內部控制質量高能抑制這一情況，還能緩解商譽減值與市場反應之間的負向關系[11]。

既然股票市場能識別并傳遞企業并購后的商譽減值信息，引起股價的變化，那么債券市場是否也能識別企業商譽減值這一消極信號并傳遞給債券投資者呢？已有研究表明，債券市場能識別企業的財務信息與非財務信息，并對此做出反應，提高健康配置效率，促進資本市場的健康發展[12-13]。因此，本文預期債券市場能反映企業商譽減值所帶來的風險，促使債券投資者要求更高的風險溢價。綜上，提出假設1。

H1：控制其他因素，相對于不存在商譽減值的企業，計提商譽減值的企業債券信用利差更高;且商譽減值越大，企業債券信用利差越高。

設立業績補償承諾機制是為了對企業產生正向激勵，使企業基于合理估值發起并購。楊志強等[12]研究發現，業績補償承諾能提高混改的協同效應，且處于業績補償承諾期內企業的市場估值會有所提升，企業業績也會增長[14]。在理想狀態下，業績補償承諾能緩解并購雙方的信息不對稱程度，從而抑制虛高商譽[15]。實際上，業績補償承諾卻可能成為并購雙方合謀的利器，加劇公司大股東與中小股東之間的利益沖突，還可能導致并購后商譽減值風險的提高。其次，業績補償承諾制度本身就可能存在設計缺陷（李晶晶等，2020），低違約成本不足以約束標的出讓方為獲得高估值而做出虛假業績補償承諾的行為。張海晴等[16]發現，存在業績補償承諾的公司商譽減值會更多、減值比例會更高，且具有高增長率業績目標的企業，當業績完成率越低時，并購后商譽減值風險也會越大[17-18]。最后，業績補償承諾還會顯著降低企業并購后的研發創新水平，影響企業的長遠發展[12]。對債券投資者來說，商譽減值本身就是消極信號，若企業還處于業績補償承諾期，則會強化這種信號，投資者會認為債券到期違約風險會越高，因此要求更高的債券信用利差。因而，提出假設2。

H2：控制其他因素，相對于沒有處在業績補償承諾期的企業，處于業績補償承諾期的企業商譽減值與債券信用利差的正相關關系更強。

企業并購數量與規模的上升，并不意味著企業的商譽規模會顯著增大，如果公司很少進行高溢價并購，其商譽資產占比會比較合理。但若是在大股東主導下的高溢價并購，其往往與利益輸送密不可分，這不僅會損害企業并購后的價值創造與長期績效，還會提高商譽減值風險。李彬等（2015）研究發現，上市公司的高溢價并購不僅會為利益相關方提供更隱秘的利益輸送通道，還會導致市場評價的錯位。其次，高溢價并購必然會帶來高商譽，這也可能會加大企業未來商譽減值的風險[19]。最后，胡凡等[4]研究發現，在股價高估時期，企業的并購行為會更加不理性，也會支付更高的溢價，這不僅會產生巨額的并購商譽，同時不合理的并購估值也會增加并購后商譽減值的風險。因此，對于并購溢價率較高的企業來說，債券投資者對其商譽減值信息的敏感性會更高。據此，提出假設3。

H3：控制其他因素，并購溢價率越高，企業商譽減值與債券信用利差之間的正相關關系越顯著。

基于市場擇時理論，理性管理者會出于利益最大化動機在股價高估時期發起股票收購，只要主并方付出的溢價小于股票高估的部分，管理者便會愿意接受更高的并購對價。因此，股票支付會產生更多的商譽。另一方面，由于股票變現的不穩定性以及我國資本市場有關股票持有期的規定，也決定了股票支付會比現金支付產生更高的溢價，以補償流動性風險。其次，根據信息不對稱理論，當主并方掌握部分非公開信息時，會更偏好現金支付[20]。雖然現金支付會對并購后的企業日常經營產生資金壓力（葛結根，2015），但現金支付卻可以保持大股東的控制能力，更有利于企業后期的資源整合，降低企業未來的商譽減值風險。最后，武恒光等（2017）研究發現，若被并購企業的價值不確定性較高，主并方會更傾向于采用股票支付。因此，對于用現金進行并購的企業來說，債券投資者會更愿意相信其理性的并購行為，對商譽減值信息反而不那么敏感，故會要求較低的風險溢價。基于以上分析，提出假設4。

H4：控制其他因素，相對于股票支付，采用現金進行并購的企業商譽減值與債券信用利差的正相關關系被削弱。

三、研究設計

（一）樣本選擇與數據來源

發行公司債的企業包含上市公司和非上市公司，由于非上市公司很多相關數據都無法獲得，故本文研究樣本為2010—2019年間發行公司債的A股上市公司。為保證數據結果的準確性，本文對樣本進行了以下篩選：（1）剔除不在滬深兩市上市和數據缺失的發債企業樣本;（2）剔除被ST和？觹ST的發債企業樣本;（3）剔除金融行業的發債企業樣本，經篩選后得到年度樣本共計3 756個。公司債券數據、商譽及商譽減值數據均來自Wind數據庫，業績補償承諾數據、交易特征數據均經手工搜集獲得，其他財務數據來自國泰安數據庫。為消除極端值對參數估計的影響，本文對所有連續變量進行上下1%的縮尾處理。

（二）變量定義

1.被解釋變量

債券信用利差（CS）：借鑒已有研究，選用債券年底到期收益率與相同剩余年限國債利率之差作為信用利差變量。如果有缺失某年國債的到期收益率，則采用插值法計算得出。

2.解釋變量

商譽減值（GW）：本文采用商譽減值虛擬變量（GWD）和商譽減值規模（GWI）作為商譽減值的替代變量。根據現有學者的研究，采用上市公司當年的商譽減值總額加1后取自然對數來衡量GWI。另外，本文控制了影響債券和發債主體的變量。

變量定義如表1所示。

（三）模型設計

為檢驗H1，構建模型1：

CSi，t=β0+β1GWi，t+β2Crediti，t+β3Rangei，t+β4Sizei，t+

β5Statei，t+β6Levi，t+β7ROEi，t+β8Audit4i，t+β9Sepi，t+

β10Duali，t+β11BMi，t+β12Top1i，t+β13Marketi，t+∑Ind+

∑Year+εi，t? ? （1）

模型中，解釋變量GW分別用GWD與GWI替代，下同。

為檢驗H2—H4，構建模型2：

CSi，t=β0+β1GWi，t+β2Moderatori，t+β3GWi，t×Mod-

eratori，t+β4Crediti，t+β5Rangei，t+β6Sizei，t+β7Statei，t+

β8Levi，t+β9ROEi，t+β10Audit4i，t+β11Sepi，t+β12Duali，t+

β13BMi，t+β14Top1i，t+β15Marketi，t+∑Ind+∑Year+εi，t

（2）

其中，Moderatori，t分別用業績補償承諾（PCC）、并購溢價（PRE）、并購支付方式（Cash）替代。

（四）描述性統計

表2報告了本文描述性統計結果。可以看出，公司債的信用利差最大值為11.740，均值為2.613，最小值為-0.633，說明債券大多都是正向信用利差;標準差為1.983，分布較為合理。商譽減值的最小值為0，最大值為20.410，標準差為7.378，說明不同發債企業的商譽減值差異較大;從整體來看，發債企業商譽減值的均值為4.240，中位數為0，說明大多數公司都未發生商譽減值。從債券特征看，信用評級在AA以上的債券占多數，且我國大部分債券的發行期限為5年。為確保變量設計不存在多重共線性問題，本文進行了相關性分析。總體來看，本文主要變量之間的相關性系數絕對值均小于0.8，經過共線性檢查，所有變量的VIF值均小于10，不存在嚴重的多重共線性。

四、實證結果分析

（一）主檢驗結果分析

1.商譽減值與債券信用利差回歸分析

為觀測債券市場是否能夠傳遞企業商譽減值信息，本文進行了以下多元回歸。如表3所示，列（1）中GWD與債券信用利差在1%水平上顯著正相關，說明相對于不存在商譽減值的企業，計提商譽減值的企業債券信用利差更高。列（2）中GWI和債券信用利差也在1%水平上顯著正相關，即商譽減值金額越大，債券信用利差越高。總體而言，結果表明商譽減值較大時，債券市場投資者會認為企業的債券違約風險增加，到期兌付的能力下降，故會要求更高的到期收益率，推高了債券信用利差，驗證了H1。

控制變量中，債券評級越高，發行期限越長，信用利差越低，這與現有研究結果一致;負債越多、經營狀況不好的企業，債券投資者會認為其違約風險越高，故會要求更高的到期收益率，也與本文的預期相一致。

2.業績補償承諾、商譽減值與債券信用利差回歸分析

為檢驗業績補償承諾是否會影響債券投資者對企業商譽減值信號的解讀，本文做了相應檢驗，結果如表4所示。可以看到，商譽減值與業績補償承諾的交乘項和信用利差的回歸系數分別為0.350和0.024，并在10%和5%水平上顯著，說明業績補償承諾增強了商譽減值與信用利差之間的正相關關系。換句話說，相對于沒有處在業績補償承諾期的企業，處于業績補償承諾期的企業發生商譽減值后的經營風險會更高，債券投資者會更加關注企業商譽減值所傳遞的消極信號，認為債券違約風險會更高，進而要求更高的風險溢價，支持了H2。

3.并購溢價、商譽減值與債券信用利差回歸分析

為檢驗商譽減值對信用利差的影響是否會因為并購溢價而發生變化，本文加入商譽減值與并購溢價的交乘項，結果如表5所示。可見，交乘項系數分別為0.047和0.002，均在1%水平上顯著，這說明并購溢價增強了商譽減值與債券信用利差的正相關關系，即債券投資者認為并購溢價更高的企業會有更高的商譽減值風險。而高溢價并購也在一定程度上增加了企業的信息不對稱程度，使企業的經營風險加大，這會使得債券到期兌付的不確定性更大，因此債券投資者會要求更高的風險溢價，債券信用利差更高。以上結果支持了H3。

4.并購支付方式、商譽減值與債券信用利差回歸分析

并購支付方式會影響企業的并購行為，由于股票變現的不穩定性，相對于現金支付，股票支付需要付出更高的溢價，故會產生更多的商譽。那么債券投資者對商譽減值信號的解讀是否會因為現金并購而有所區別呢？表6列示了回歸結果。可以看出，商譽減值與現金支付的交乘項和信用利差分別在1%和5%水平上顯著負相關，說明現金支付確實削弱了商譽減值與信用利差之間的正相關關系，即債券投資者認為基于現金支付的并購估值會更合理，后期整合與經營風險更小，債券違約的風險也會越小，因此要求的風險溢價較低，印證了H4。

（二）進一步檢驗

1.對“十三五”規劃產業政策效應的進一步檢驗

“十三五”規劃產業政策鼓勵企業進行并購，這些政策會通過影響企業經營的信息環境、行業前景預期等對企業并購行為產生重大影響，雖然能促進企業的風險承擔水平，但也可能會促使管理層進行盲目并購。那么，在2016年后，債券投資者是否會更關注企業并購后的商譽減值呢？本文對此進行了進一步檢驗，設置虛擬變量Policy，若樣本所屬年度在2016年之后則賦值為1，否則為0。回歸結果表明，在2016年后，商譽減值與信用利差的正相關關系更強，債券投資者會更關注企業并購后的商譽減值行為。

2.商譽減值與債券信用利差：機制分析

前文的結果表明，企業并購后的商譽減值會使債券投資者要求更高的風險溢價，提高債券信用利差，那么商譽減值影響信用利差的作用機制是什么呢？本文認為，商譽減值可能會通過影響企業的風險承擔水平，提高信用利差。借鑒已有文獻做法，主要采用企業盈利的波動性來衡量風險承擔水平，即息稅折舊攤銷前利潤與當年稅前利潤的比率，并進行了檢驗。結果顯示，商譽減值與企業風險承擔水平在1%水平上顯著負相關，表明商譽減值越大，企業風險承擔水平越低。而企業風險承擔水平在10%水平上顯著為負，表明企業風險承擔水平在商譽減值和信用利差之間的間接效應顯著存在;而商譽減值在1%水平上顯著為正，說明在考慮間接效應后，直接效應依然顯著存在。間接效應系數的乘積為正數，與直接效應系數的符號一致，表明商譽減值顯著正向影響債券信用利差，且企業風險承擔水平在其中起中介作用。

五、穩健性檢驗

（一）敏感性分析

為驗證研究結論的可靠性，本文將債券到期收益率替換為債券發行票面利率來計算新的債券信用利差（Rate），進行了敏感性分析，回歸結果均與前文一致，依然支持本文的主體結論。此外，本文還采用商譽減值與商譽原值之比（Imprmt）替代解釋變量進行了穩健性檢驗，回歸結果再次印證了前文結論，說明前文的研究結論是穩健的。

（二）內生性檢驗

1.工具變量檢驗

鑒于企業商譽減值與債券信用利差之間可能存在內生性問題，本文選用工具變量法進行內生性檢驗。借鑒傅超等（2015）的做法，選取同年度同行業（MGWI_I）和同年度同地區（MGWI_A）其他公司商譽減值的均值作為商譽減值的工具變量，采用兩階段最小二乘法進行估計。第一階段回歸結果表明，本文選取的工具變量是合適的，均在1%水平上顯著;第二階段回歸結果表明，在排除內生性問題后，商譽減值對債券信用利差的正向影響依然存在，并在1%水平上顯著。

2.PSM傾向得分匹配

為進一步解決可能存在的內生性問題，本文進行了PSM檢驗。本文以發債企業是否存在商譽減值（GWD）進行傾向得分匹配，選取債券評級、債券期限、公司規模等作為協變量，債券信用利差（CS）作為因變量，使用最近鄰匹配法為存在商譽減值企業一對二匹配出不存在商譽減值的企業。樣本匹配前處理組和控制組的差異為0.517，t值為6.86;而ATT處理組和控制組的差異為0.301，t值為2.55，表明兩組的因變量仍然有差異。匹配后得到1 559個樣本，繼而以商譽減值（GWI）為自變量進行回歸，結果均與前文一致。

六、結論與建議

債券市場在金融體系中有著舉足輕重的地位，是企業重要的直接融資渠道之一，債券市場的高質量發展，將會更好地推動金融為實體經濟服務，促進我國經濟高質量發展。企業的商譽減值行為在債券市場上具有重要的信號意義，投資者對其如何解讀，是我國債券市場資源配置效率的體現。本文研究發現，企業商譽減值與債券信用利差顯著正相關，說明債券市場投資者認為企業商譽減值信息是一種消極信號，因此對其發行的公司債要求更高的風險溢價補償，并且業績承諾補償、并購溢價以及并購支付方式對這種反應有顯著影響。進一步研究發現，支持企業進行并購的“十三五”規劃產業政策效應強化了債券市場對企業商譽減值信息的反應;商譽減值除了直接影響債券信用利差外，還會通過降低企業的風險承擔水平來增加債券信用利差。本文的研究有助于理解商譽減值推高信用風險的作用機理，并提供了我國債券市場的信息傳遞效率和資源配置效率的經驗證據。本文結論在進行了敏感性分析和內生性檢驗后仍然成立。

本文的政策含義在于：（1）企業并購后的商譽減值信息，會向金融市場傳遞消極的信號，提高企業的融資成本，投資者能夠通過債券信用利差了解企業的風險情況，提升其投資決策效率和效果。（2）政府監管部門應繼續優化完善債券市場信息傳遞機制，進一步強化市場化債券治理路徑。通過加強債券市場分辨優劣企業的功能，促進企業合理進行并購，降低并購后的商譽減值風險，同時使資源流向更好的企業，推動金融更好地服務實體經濟。（3）監管部門還應在尊重市場自主選擇的前提下，更嚴格地審查高估值、高溢價的并購方案，從源頭上抑制企業的商譽減值行為;同時還應更多關注有商譽的企業是否會利用并購來進行業績操控，利用商譽減值來進行盈余管理，以預防未來的商譽減值風險。總之，針對當前我國經濟中并購商譽過高以及并購后商譽減值問題，在化解方式上應更注重市場的作用，通過健全債券市場的價格機制，促使市場信息進一步透明化。

【參考文獻】

[1] BOND D，et al.An evaluation of asset impairments by Australian firms and whether they were impacted by AASB 136[J].Accounting and Finance，2016，56：259-288.

[2] LI K K，et al.Has goodwill accounting gone bad？[J].Review of Accounting Studies，2017，22（2）：964-1003.

[3] 盧煜，曲曉輝.商譽減值的盈余管理動機——基于中國A股上市公司的經驗證據[J].山西財經大學學報，2016，38（7）：87-99.

[4] 胡凡，李科.股價高估與商譽減值風險[J].財經研究，2019，45（6）：71-85.

[5] 劉超，徐丹丹，鄭忱陽.商譽、高溢價并購與股價崩盤風險[J].金融監管研究，2019（6）：1-20.

[6] 周宏，建蕾，李國平.企業社會責任與債券信用利差關系及其影響機制——基于滬深上市公司的實證研究[J].會計研究，2016（5）：18-25，95.

[7] 鐘廷勇，孫芳城.成本粘性會影響公司債券信用利差嗎？[J].中南財經政法大學學報，2020（3）：137-146，160.

[8] KNAUER T，WOHRMANN A.Market reaction to goodwill impairments[J].European Accounting Review，2016，25（3）：421-449.

[9] GLAUM M，et al.Goodwill impairment：the effects of public enforcement and monitoring by institutional investors[J].The Accounting Review，2018，93（6）：149-180.

[10] 張新民，祝繼高.經營資產結構影響高商譽企業的市場價值嗎——基于A股上市公司的實證研究[J].南開管理評論，2019，22（2）：114-127.

[11] 張新民，卿琛，楊道廣.商譽減值披露、內部控制與市場反應——來自我國上市公司的經驗證據[J].會計研究，2020（5）：3-16.

[12] 楊志強，袁夢，石水平.產能利用率與債券信用利差——基于隨機前沿函數的分析[J].財貿研究，2019，

30（7）：79-97.

[13] 黃波.法制環境、會計信息可比性與債券信用利差[J].財經論叢，2020（3）：78-86.

[14] 潘愛玲，邱金龍，楊洋.業績補償承諾對標的企業的激勵效應研究——來自中小板和創業板上市公司的實證檢驗[J].會計研究，2017（3）：46-52，95.

[15] 關靜怡，劉娥平.對賭協議影響高管減持嗎——基于A股上市公司定增并購事件的實證研究[J].廣東財經大學學報，2020，35（2）：68-81.

[16] 張海晴，文雯，宋建波.并購業績補償承諾與商譽減值研究[J].證券市場導報，2020（9）：44-54，77.

[17] 孔德松.并購中的業績承諾條款與股價崩盤風險[J].經濟與管理研究，2020，41（7）：77-93.

[18] 葉新宇，蔣崢.高業績承諾下企業合并商譽減值研究——以傳媒行業上市公司為例[J].會計之友，2021（10）：124-128.

[19] 曲曉輝，盧煜，張瑞麗.商譽減值的價值相關性——基于中國A股市場的經驗證據[J].經濟與管理研究，2017，38（3）：122-132.

[20] 佟巖，王茜，曾韻，等.并購動因、融資決策與主并方創新產出[J].會計研究，2020（5）：104-116.