商誉减值、机构投资者持股与股价
中图分类号：F830.91文献标识码：A
文章编号：1004-4914（2024）10-049-03
二、理论基础与研究假设
（一）商誉减值对股价的负面影响
H1：商誉减值对股票价格有显著的负面影响。
（二）机构投资者持股比例的调节作用
H2：当机构投资者持股比例越高时，商誉减值对股票价格的负面影响会越弱。
三、研究设计
（一）样本来源
（二）变量选取
3.调节变量。选择国泰安数据库中公布的机构投资者持股比例（INST）作为调节变量，其比例越高代表机构投资者在企业中的决策管理权越大。
4.控制变量。参考Ohlson（1995）价格模型[7]，同时本文在Ohlson价格模型的基础上又借鉴了相关研究采用商誉减值前每股净资产（bvps）、总资产收益率（ROA）、资产负债率（Lev）、资产规模（Size）、公司增长情况（Growth）、管理层持股比例（Mshare）、商誉减值前每股收益（other_eps）、股权性质（SOE）作为控制变量。
（三）模型建立
本文在构建回归评估模型时参考Ohlson提出剩余收益估价模型，又参考了曲晓辉等的研究方法，根据本文的研究内容将每股收益分割为两个部分，分别是每股商誉资产减值损失和扣除商誉减值损失前的每股收益[8]，并加入相关的控制变量以构建本文的多元线性回归模型。要验证假设1，主要看模型一中的回归系数α1，若回归系数α1显著小于0，即可验证假设1。表达式为：
lnprc=α0+α1gwips+α2bvps+α3other_eps+α4Lev+α5ROA+α6Size+α7Growth+α8Mshare+ε（模型一）
机构投资者在公司治理和资本市场中扮演着不可或缺的重要角色，对于维护市场秩序、促进企业发展和保护投资者利益具有重要意义。其专业性、实力和负责任的投资行为有助于推动市场的良性发展和稳定运行。为了得知机构投资者的参与情况在商誉减值对股价的影响中有何调节作用，本文将机构投资者持股比例（INST）这一调节变量加入到模型一中从而得到模型二。要检验假设2，主要看模型二中系数α3是否显著为负。
lnprc=α0+α1gwips+α2INST+α3gwips_Inst+α4bvps+α5other_eps+α6Lev+α7ROA+α8Size+α9Growth+α10Mshare+ε（模型二）
四、实证分析
（一）描述性统计
根据表1所示，被解释变量股票价格（lnprc）的最大值为7.604，最小值为0.077，标准差为0.798，说明各上市公司的股价差距较大，最大值和最小值差距明显，这取决于公司所在的行业等多方面因素，其平均值为2.49，说明高股价的上市公司占比小，更多公司的股SbhcPseW0lQXp7A7NeggOw==价维持在相对较低的一个范围内，这符合我国的市场现状。解释变量每股商誉减值（gwips）的最大值为0.713，最小值为0，平均值为0.018，标准差为0.089，说明商誉减值普遍存在且大额的商誉减值比较少。调节变量机构投资者持股比例（INST）最小值为0，最大值为0.887，标准差为0.238，说明各公司在引入机构投资者方面差别明显。
（二）回归分析
商誉减值对股票价格的负面影响的回归结果如表2所示。为了结果的稳健性防止产生偏差，本文将逐步引入控制变量进行检验。在没有加入控制变量时商誉减值对股票价格的影响如模型（1）所示，在1%显著性水平下，解释变量的回归系数显著为负。接着考虑更多影响股价的因素引入其他控制变量，结果如表2模型（2）所示，在1%显著性水平下，解释变量的回归系数依然显著为负。根据以上结果表明商誉减值对股票价格有显著的负面影响。由此证明了假设1。
（三）调节效应分析
为检验机构投资者持股比例在商誉减值对股价作用的影响，本文将机构投资者持股比例（INST）这一调节变量引入到模型（一），得到模型（二）。同样采取分布添加控制变量的方式控制偏差，在没有加入控制变量时回归结果如表2模型（3）所示，每股商誉资产减值损失与机构投资者持股比例的交互项（gwips_Inst）的回归系数为0.616，在1%显水平下显著为正。同上，在表2模型（4）中引入更多控制变量，回归结果显示每股商誉资产减值损失与机构投资者持股比例的交互项（gwips_Inst）的回归系数为0.264，在10%水平下显著且依然为正。说明机构投资者持股比例越高时，商誉减值对股价负面影响呈削弱的趋势，故假设2得以验证。
（四）稳健性分析
（五）异质性分析
国有企业通常受国家政策和政府干预较多，公司的经营决策可能更多地受到政策因素的影响，而非国有企业更注重市场导向和效益化运营。因此，在国企中，机构投资者的影响力和对公司的控制能力可能相对较低，其对商誉减值事件的反应