党的十九大以后，供给侧改革加速推进，产业转型升级、经济结构调整以及供给两端不匹配矛盾的解决迫在眉睫。并购重组活动作为产业结构转型升级的重要途径之一，无论是交易规模还是交易数量的发展速度都十分迅速（Tang et al ，2018）。虽然2007 年企业会计准则变更后我国已经采用减值测试法作为商誉价值的后续计量方法，由于2015 年是并购重组活动的高峰年，业绩承诺期一般为3 到4年，导致大量的并购承诺于2018 年或2019 年到期，所以许多原溢价并购公司在这两年年底爆发了大规模商誉减值（黄虹等，2020；胡凡等，2019）。这一现象使得社会公众乃至大量学者开始重视并研究商誉减值。证监会在2018 年11 月发布了《会计监管风险提示第8 号——商誉减值》（以下简称“商誉减值”监管提示），要求企业严格监管商誉减值活动，提高会计信息披露质量。关于商誉减值动机的现有研究结论主要有两种：盈余管理动机和价值毁损。盈余管理动机观点认为：商誉减值损失与其他资产损失相似，由于主观判断性强，很容易沦为管理层盈余管理的手段，并不能影响企业真正的价值（张新民等，2019；Li K K et al，2017）；而价值毁损观则认为商誉减值反映了不良资产运营情况，造成企业真实价值的下降（Lee C，2011）。那么商誉减值是否影响企业真实价值呢？据报道，银禧科技2017 年斥巨资10.85 亿元收购了兴科电子，但兴科电子期末并未达到承诺的业绩，甚至2018年依旧未实现目标。银禧科技于2018 年年底计提了4.9 亿元商誉减值，净利润缩水283% 至420%，造成股价出现了多次跌停。据此，本文基于公司价值的视角，研究商誉减值的经济后果。

我国股票市场建设于20 世纪90 年代，发展至今不过短短30 年左右。我国资本市场上的股票属于新兴金融产品，加之针对投资者教育的不完善，因此投资者易受市场“噪音”的影响而产生非理性的投资行为（王美今等，2004；Daniel K，1998；唐也然，2020）。投资者对于有差异的盈余消息拥有不同程度的预期，由此引发的投资行为也具有差异性（Han X et al，2017），从而导致股票流动性全然不同。商誉减值不仅会导致公司当年净利润下降，还预示着预期现金流入减少，可持续性盈余能力下降（胡凡等，2019）。投资者得知此类信息后易产生悲观情绪，市场中噪音交易者数量或者非理性做市商比例下降，股票流动性进而变弱（沈冰等，2019；王慧强等，2018）。陈辉等（2017）认为流动性较差的流通股预期将面临更高的交易成本，所以持有此股的投资者需要更高的补偿，从而导致公司股价下跌。即低股票流动性带来的权益成本过高，造成企业价值毁损（Amihud et al，1986）。综上所述，商誉计提减值作为一个消极信息，易使投资者们对公司产生悲观态度，从而减少对公司股票的购买欲望（邓鸣茂等，2019），市场中噪音交易者数量或者非理性做市商比例下降，公司的股票流动性变差（沈冰等，2019；Henning，2000；Godfrey et al，2001），投机泡沫破灭，公司股票交易成本变高并需要给投资者更多让利，进而造成公司价值下跌（Amihud et al，1986）。基于此，本文通过研究2008—2018 年沪深A 股上市企业相关样本数据，借鉴了价格模型和收益模型，考察商誉减值对价值的影响并研究其内在作用机制。研究结果得出：商誉减值会通过制约股票流动性，消耗企业价值。进一步研究发现：优异的外、内部治理环境水平下，盈余管理受限，两者关系更加显著。

本文创新之处在于将股票流动性融入商誉减值与企业价值关系之中，发现了一条新的传导路径。以往国内外学者研究仅限于资本市场上商誉减值对公司价值的影响。本文一方面在此基础上加入股票流动性，通过实证检验证实了其传导路径的有效性，有助于丰富商誉减值与企业价值关系研究领域的理论成果；另一方面考虑盈余管理对商誉减值的影响，引入外、内部治理中的产品竞争市场、股权集中度作为调节变量。虽然有关公司治理对会计信息质量的影响研究已有大量文献，但是结合产品竞争市场、股权集中度研究对会计信息价值相关性的影响尚少。

一、理论分析与研究假设

（一）商誉减值与公司价值的关系

商誉进入我国大众视野是在1992 年《企业会计准则第6 号——无形资产》中，要求将其包含在“无形资产”中进行列报。随后在1995 年、2001 年都对商誉进行了补充规定。直到2007 年《企业会计准则第6 号——无形资产》《企业会计准则第8号——资产减值》以及《企业会计准则第20 号——企业合并》重新规范了商誉的确认、计量，使之与国际趋同。2007 年颁布的各项准则规定企业对因合并所形成的商誉应当至少在每年年度终了进行减值测试。商誉是在企业并购活动中产生的，主要是被并购方企业被并入并购方企业的资源协同价值（杜兴强等，2011）。当预期的增值收益未实现时，并购公司需对商誉资产进行减值处理。2018 年11 月，“商誉减值”监管提示的出台警示着商誉减值账面比重在近几年越来越高，其风险随着经济周期波动日益显现，极大可能会对公司造成经济损失。2019 年1 月4 日，财政部会计准则委员会发布的《企业会计准则动态（2018 年第9 期）》上显示大部分委员认为相较于现行商誉减值处理办法，商誉摊销法更为合理。市场普遍猜测商誉预期将采用摊销法进行后续处理。但对于企业来说，若连续三年利润无法覆盖商誉摊销，必亏损退市。为消除此种风险，大量企业在当年确认巨额商誉减值，以确保以后企业价值不受商誉摊销所累。

已有研究证明了商誉减值对价值的影响。Godfrey et al（2001）考察了无形资产的价值相关性，研究证明无形资产在财务报表信息中价值相关性最高，并且进一步把无形资产分解为资本化的研发费用、商誉以及可辨认无形资产时，发现资本化的研发费用不具备价值相关性，而商誉和可辨认无形资产均具有相关性。Shahwan（2004）同样研究发现无形资产与公司巿场价值具有正相关关系，且其中商誉的回归系数最高。Bens et al（2011）研究发现市场针对未预期的商誉减值损失会做出明显的负面反应。商誉减值不仅直接影响当期费用与业绩，还会加大公司未来盈利能力的不确定性（Lee C，2011），从而引发市场投资者对公司前景的消极态度与反应（Knauer et al，2016）。Nam et al（2019）通过研究2007—2016 年韩国上市公司样本，发现采用国际会计准则后商誉减值具有明显的价值相关性。当年计提的商誉减值信息给予了投资者乃至整个资本市场负面影响（Gietzmann M，2019）。商誉减值的不利消息会导致利益相关者预期期望下降，股价进一步下跌（王美丽，2020）。本文认为，商誉减值信息不仅影响净利润、带动盈利能力下降，而且向市场传递了企业未来现金流减少、发展趋势下跌的信息，从而引起企业价值向下波动。基于上述分析，提出假设1：

H1 商誉减值具有负面的价值相关性。

（二）商誉减值、股票流动性与公司价值

企业盈利能力、发展能力等都是影响投资者信心的重要因素，盈余质量与投资者信心呈正相关关系（雷光勇等，2012；张培琛，2018）。企业盈余质量越低，投资者信心损失就越大，从而引发其“不自信”投资行为，单个“不自信”行为组合成的群体行为会对股票市场的某些方面造成不利影响，例如流动性下降（曹凤超，2018）。商誉减值不仅会导致公司当年净利润下降，还预示着预期未来现金流入的减少，可持续性盈余能力较差（Francis，1996）。投资者得知此类信息后易产生悲观情绪，导致市场中噪音交易者数量或者非理性做市商比例下降，股票流动性进而变弱。

Miller et al（1977）研究发现，越差的股票流动性往往体现投资者越低的异质性信念。大多数投资者情绪悲观时会依据心理状态调整交易标的价值，从而使得股票价格下跌。大股东比散户具有更多的信息优势，在股票流动性低时他们无法迅速买卖公司股票，股价中信息含量低，不能吸引资本进入投资，造成股价下跌（Alex et al，2009）。GuyLiu et al（2020）通过对不同国家样本的实证研究，发现低股票流动性不能将资本成本低的资金更有效地投入新项目从而创造价值。股票流动性低会带来企业价值的下跌（米增渝等，2018）。陈贵萍等（2018）选取2006-2015 年沪深A股上市公司为样本进行实证分析，其研究结果表明：股票流动性越低，上市公司价值也显著变低。股票流动性越低，市场做市商数量越低，交易机制变更时存在显著为负的平均累积异常亏损，企业的市场价值也会因此下降。（陈辉等，2017；Nimalendran et al，2003；Clark A D，2017）。陈辉等（2011）认为低流动性流通股预期的交易成本更高，投资者需要更高的补偿，从而导致股价的下跌。综上所述，商誉计提减值代表着公司经营能力弱、未来发展能力不足等负面信息。这不仅使大量投资者对持有该企业股票产生悲观情绪，股票流动性变弱，从而使股价中信息含量降低，无法吸引投资者投资，投机泡沫破灭，引发公司价值缩水，而且促使企业给投资者更多让利，公司股票交易成本变高，造成公司价值下跌。基于此，提出假设2：

H2 商誉减值会引起股票流动性降低，进而导致价值“缩水”。

二、研究设计

（一）数据来源和样本选择

根据研究目的并考虑2007 年企业会计准则变更后才实施商誉减值测试法，本文以2008 年-2018 年沪深A 股上市企业为研究样本，并对样本做如下处理：（1）因会计政策、会计核算体系、经营方式不同，剔除金融保险行业样本；（2）剔除“ST”、“*ST”的样本；（3）剔除既不存在商誉账面值也不计提商誉减值公司的数据；（4）剔除数据缺失的观测值。最终共获得10693 个样本观察值。其中商誉减值信息来源于wind 数据库，其他支撑研究的数据均来自国泰安数据库。为了防止极端值的影响，本文对连续变量进行了1% 缩尾处理，使用stata15.0 对数据进行处理。

（二）变量定义

1．被解释变量

现有文献衡量并购创造的市场价值主要有股价、股价收益率、超额收益率、资产收益率、托宾Q 等。鉴于资产收益率是本文模型中的控制变量，托宾Q 值在我国应用存在一定的局限性。所以参考曲晓辉（2016）的研究，本文采用股价（Price）和股票回报率（Ret）衡量公司价值。

2．解释变量

本文参考张然等（2007）、赵纯祥等（2013）、郑海英（2014）等学者的研究，将当期商誉减值除以t 期末发行在外的普通股股数得到的每股商誉减值作为价格模型的解释变量。与此同时，将价格模型中的每股商誉减值除以股价（Price）进行标准化处理，得到标准化每股商誉减值作为收益模型的解释变量。

3．中介变量

现有研究中测度股票流动性的方法多种多样，而换手率是刻画股票流动性最自然，最广泛的衡量指标（Wang，2000；彭薇雯，2019）。换手率是指股民在一段时间内将股票转手买卖的频率，即股票成交量与流通股数的比率。若一定时间内股票的成交量越低，持有此股票的投资者成本将增加，从而造成流动性降低（边梦茵，2019）。换手率作为常用检验指标有很好的理论支持与经验支持，从即时性的维度直观反映了股票买卖的难易程度（周芳等，2011）。因此，本文参考Demsetz H（1968）、Dou 等（2018）、侯羽婷等（2020）学者的研究，采用年换手率（Turn）作为衡量股票流动性的代理变量，年换手率越高，股票流动性越好。如果年换手率大于样本中位数，取值为1，否则取值为0。

4．控制变量

影响公司价值的因素有很多，本文参考了其他学者的研究，从盈利能力、偿债能力等方面都选取了指标作为控制变量，具体变量定义及衡量方法见表1。

表1 变量定义表

（三）模型构建

1．主回归模型构建

参照傅鸳鸯（2012）、邓怡（2019）等人研究，从价格模型和收益模型两方面分别研究商誉减值和公司价值的关系。从价格模型角度考察其关系时，用每股商誉减值指标（Gwoff）衡量商誉减值，股票定价（Price）表示公司价值，并加入了营业收入增长率（Grow）、资产负债率（Lev）、总资产报酬率（Roa）、商誉减值损失前的每股收益（Othereps）等作为控制变量，如模型（1）。

Price=a0+a1×Gwoff+a2×Grow+a3×Roa+a4×BV+

a5×Lev+a6×Othereps+ξ1 （1）

在收益模型的基础上研究商誉减值对价值的影响时，使用标准化后的每股商誉减值（Gwoff/P）、账面净资产（BV）等多因素影响下的股价传导机制模型，如模型（2）。标准化后的每股商誉减值（Gwoff/P）为商誉减值的代理变量，股票回报率（Ret）衡量公司价值。除使用了模型（1）的相关控制变量，还控制了标准化的每股收益变动变量（ΔEPS/P）。为保持收益模型的一致性，将标准化的扣除商誉减值损失前的每股收益（Othereps/P）替代模型（1）中商誉减值损失前的每股收益（Othereps）作为新的控制变量。

Ret=a0′+a1′×Gwoff/P+a2′×Grow+a3′×Roa+a4′×BV+a5′×Lev+a6′×Othereps/P+a7′×ΔEPS/P+ξ1′ （2）

2．基于价格模型的中介效应模型构建

此外为研究商誉减值对公司价值的影响机制，本文加入股票流动性（Turn）作为中介变量，并采用中介效应检验程序研究股票流动性（Turn）在商誉减值对价值影响中的作用。模型（3）和（4）是基于价格模型基础上研究股票流动性的中介效应。

Turn=β0+β1×Gwoff+β2×Grow+β3×Roa+β4×BV+β5×Lev+

β6×Othereps+ξ3 （3）

Price=γ0+γ1Gwoff+γ2×Turn+γ3×Grow+γ4×Roa+γ5×BV+

γ6×Lev+γ7×Othereps+ξ4 （4）

其中，被解释变量为股票流动性（Turn）和公司价值的代理变量（Price），解释变量Gwoff为商誉减值的代理变量。ξ3，ξ4为残差。如果模型（3）中Gwoff的回归系数β1显著为负，表明商誉减值削弱了股票流动性。如果同时模型（4）中中介变量Turn的回归系数γ2显著为正，不需要经过sober 检验，系数乘积β1×γ2表示的中介效应为负，表明商誉减值通过削弱股票流动性进而最终损害企业价值。

3．基于收益模型的中介效应模型构建

为检验股票流动性在收益模型中的中介效应，本文在模型（2）的基础上构建了模型（5）和（6），这是基于收益模型研究股票流动性在商誉减值的价值相关性中的作用。

Turn=β0′+β1′×Gwoff/P+β2′×Grow+β3′×Roa+β4′×BV+β5′×Lev+β6′×Othereps/P+β7′×ΔEPS/P+ξ3′ （5）

Ret=γ0′+γ1′×Gwoff/P+γ2′×Turn+γ3′×Grow+γ4′×Roa+

γ5′×BV+γ6′×Lev+γ7′×Othereps/P+γ8′×ΔEPS/P+ξ4′ （6）

其中，被解释变量为股票流动性（Turn）和公司价值的代理变量（Ret），标准化后的每股商誉减值（Gwoff/P）作为解释变量。ξ3′，ξ4′为残差。与价值模型一致，如果模型（5）中Gwoff/P的回归系数β1′显著为负，模型（6）中中介变量Turn的回归系数γ2′显著为正，也表明商誉减值会通过削弱股票流动性，降低企业价值。

三、实证分析

（一）描述性分析

表2 是主要变量的描述性统计结果。每股商誉减值（Gwoff）、标准下的每股商誉减值（Gwoff/P）的均值分别为0.02、0.0001。虽然该比值较小，但实际上真正商誉减值金额较大。其标准差分别为0.0332、0.003，都比均值大，数据离散程度较高，说明各公司商誉减值差异较大。Price的最小值与最大值为1.6，98，标准差为11.7412。Ret的最小值与最大值为-0.897，10.332，标准差为0.601，说明企业价值变化较大，并且上市公司之间市场价值“天差地别”。其他变量的描述性统计情况也都与以往文献相似。

表2 变量描述性统计

（二）回归分析结果

表3 列（2）与表4 列（2）是针对主回归模型（1）和（2）进行回归的结果，股价（Price）与每股商誉减值（Gwoff）、股票收益率（Ret）与标准化的每股商誉减值（Gwoff/P）的系数为-20.087、-10.69，均在1% 的水平下呈显著负相关。这说明商誉减值会造成企业价值的下跌。商誉减值的披露向市场传递更加有时效性的未来现金流信息，投资者了解到信息后会降低对未来潜在收益的预期、警惕预期风险并修正对公司价值的评判，从而导致股价与收益率下跌。商誉减值具有负面的价值相关性，假设1 得到证实。

基于价格模型的中介效应模型（3）和（4）的回归的结果如表3 列（1）和（3）。表3 列（1）中股票流动性（Turn）与每股商誉减值（Gwoff）的系数为-0.15，在1% 的水平下显著负相关。列（3）显示Price与Gwoff在5% 的水平下显著负相关，与股票流动性（Turn）在5% 的水平下显著正相关。因此从表3 的回归结果可以得出，商誉减值削弱企业股票流动性进而影响企业价值的中介效应β1×γ2显著为负，不需要经过sober 检验，假设2 通过检验。

表4 列（1）和（3）是基于收益模型的中介效应模型的回归结果。由表4 列（1）可知股票流动性（Turn）与标准化的每股商誉减值（Gwoff/P）的系数为-2.282，在1% 的水平下显著负相关。表4 列（3）显示Ret与Gwoff/P在10% 的水平下显著负相关，与股票流动性（Turn）在1% 的水平下显著正相关。据此可以判定该中介效应检验通过，不需要经过sober 检验。假设2 得到了经验支持。

表3 价值模型的回归检验

注：***、**、* 分别表示回归系数在1%、5% 、10%水平上显著。

表4 收益模型的回归检验

注：***、**、* 分别表示回归系数在1%、5% 、10%水平上显著。

（三）稳健性检验

本文在验证假设1 时采用了两个模型、自变量以及因变量分别进行回归，这本身就是一种稳健性检验。根据曲晓辉等（2016）研究，价格模型和收益模型中截面异方差问题易对数据产生影响。因此，首先对这两个模型进行固定效应和随机效应模型的稳健性检验，再对两模型结果进行Hausman 随机效应检验，得到了一致的研究结果；为了检验股票流动性中介效应的稳定性，本文选取非流动性指标（ILLIQ）作为中介变量股票流动性的代理变量，代入模型再次回归，发现结论与本文研究结果是一致的，充分证明本文结论具有较好的稳健性。

四、进一步分析

资产减值准备计提的目的是在遵循会计稳健性原则的基础上，用公允价值计量资产。通过比较公允价值和未来可收回净值孰低作为衡量资产价值的依据。其中确定未来可回收金额的会计政策选择自由度大，易给予代理人盈余管理的机会。李姝（2011）认为公司资产减值计提不仅受到经济因素作用，也可能是盈余管理因素造成的，即价值毁损因素、盈余管理动机等都会显著影响当年减值准备的计提。大量的学者研究证明公司治理能有效地降低盈余管理动机（王建新，2007；陈艳，2019）。为进一步考察商誉减值与公司价值关系在不同治理水平下是否存在差异性，本部分从外部治理与内部治理两个维度对样本进行分析。

（一）外部治理环境对商誉减值价值相关性的影响

相比于外部治理环境水平低的企业，管理层在高质量的外部治理水平之下，其自由裁量权得以抑制，选择公允价值计量时商誉减值信息的可信度和可靠性得以提升，与此同时价值相关性得以提高。申景奇等（2010）认为产品市场竞争是制约盈余管理最重要的外部治理机制之一。高市场化程度缓解了信息不对称情况，不仅可以有效地联合经理人和股东的利益，进而削弱大股东和管理层谋取私利的机会主义动机（代理成本），而且有利于加强内外部投资者、客户以及监管机构对企业的监督，减少企业代理人盈余操纵的可能性。与此同时，袁知柱等（2017）发现当市场处在竞争激烈阶段，有竞争优势的企业为了防止竞争对手获取自身的有效信息会故意隐瞒公司的真实利润，降低公司盈余质量。基于此，使用赫芬达尔指数（HHI）衡量的产品市场竞争变量作为本文的调节变量，在模型（1）和（2）的基础上加入此调节变量做交乘项。

表5 是对产品市场竞争（HHI）的调节效应回归分析结果。表5 列（1）和（3）是本文的主回归结果，每股商誉减值与股价、标准化的每股商誉减值与股票收益率都在1% 的水平下呈负相关关系，表明商誉减值会带来公司价值的下跌。在此基础上加入产品市场竞争作为调节变量进行回归分析。列（2）和（4）显示模型拟合优度为0.291、0.053，并且Gwoff×Hhi、Gwoff/P×Hhi在1%，5% 的水平下呈显著负相关，说明高产品竞争强度加强了商誉减值的价值相关性。其主要原因可能是在高产品竞争强度时期，市场更加的公开透明。产品市场竞争作为公司外部治理的一种重要机制，主要通过降低所有者与经营者之间的信息不对称程度，进而约束经理人的逆向选择和道德风险，提升会计信息质量。管理者在盈余管理动机下多计提商誉减值时，高强度产品市场竞争会抑制此动机，从而提高商誉减值的价值相关性。因此，与低外部治理水平企业相比，高外部治理水平企业中商誉减值的价值相关性更强。

表5 产品市场竞争调节效应的检验

续表

注：***、**、* 分别表示回归系数在1%、5% 、10%水平上显著。

（二）内部治理水平对商誉减值价值相关性的影响

公司内部治理可以有效地调节各利益相关者关系，最大程度上同化各主体利益，限制管理层地“自利”行为，从而从根本上有效地减少盈余管理行为。由于公司各种契约存在委托代理关系，造成了内部与外部之间信息不对等，管理层“只手遮天”等现象。内部治理正是克服信息不对称，制约管理层形成权责灰色地带以及凌驾于制度之上操纵盈余的制衡机制，从而实现高质量信息的强力保障。高质量的内部治理与盈余质量、盈余持续性均呈正相关关系（徐沛勣，2020）。因此，相比于内部治理环境弱的企业，管理层在高质量的内部治理水平之下，其自由裁量权得以抑制，选择公允价值计量商誉减值信息的可信度和可靠性得以提升，商誉减值的价值相关性也因此提高。

张力派等（2020）认为大股东将拥有更大的话语权，对企业易产生“主人翁意识”，从而更有效发挥“监督作用”，制约企业管理层盈余管理行为。大股东作为重要的内部治理内容之一，能够有效地缓解第一类代理问题，以防管理层为业绩考核或其他“自利”目的盈余管理，从而提高商誉减值的价值相关性。基于此，本文采用股权集中度（CR）作为公司内部治理环境指标的代理变量，以第一大股东的持股比例衡量。在模型（1）和（2）的基础上均加入调节变量股权集中度（CR）做交乘项。

表6 是股权集中度（CR）的调节效应回归结果。表6 列（1）和（3）是本文的主回归结果，列（2）和（4）显示模型拟合优度为0.291，0.054，并且Gwoff×CR与Gwoff/P×CR均在1% 的水平下呈显著负相关，说明股权集中度可以促进商誉减值的价值相关性。股权集中度高代表着高内部治理水平，可以降低所有者与经营者之间的信息不对称程度，进而约束经理人的逆向选择和道德风险问题，制约管理层的机会主义行为，会计信息质量得到提升。与内部治理水平低的公司相比，内部治理水平高的企业可以有效抑制盈余管理动机，从而加强商誉减值的价值相关性。

表6 股权集中度调节效应的检验

注：***、**、* 分别表示回归系数在1%、5% 、10%水平上显著。

五、结 论

2007 年会计准则规定的商誉后续计量方法本应反映商誉的经济实质，但在现实资本市场中由于商誉减值过程中较强的主观判断，给予了管理层操纵盈余的空间。本文首先考察商誉减值对企业价值的影响及其影响机理。其次从盈余管理的角度，研究外、内部治理是否会对商誉减值的价值相关性产生影响。实证结果如下：商誉减值具有负面的价值相关性，商誉减值与公司股价、股票收益率均显著负相关。这不仅表明投资人会从价值毁损角度去看待商誉减值信息，形成股价敏感性，还说明商誉减值预示着企业未来现金流入减少，对股价有增量解释的作用。股票流动性是商誉减值对企业价值影响的一条传导路径。首先商誉减值计提金额越大，股票流动率越低。究其原因，商誉减值信息给市场传递负面的信息，造成投资者情绪悲伤，单个行为演化成的群体行为致使企业股票流动性降低。其次股票流动率与公司价值呈正相关，即公司股票流动率越低，其价值越低。低股票流动性导致股票交易难度加大，交易资本提升以及投资“泡沫”破灭，进而企业价值下跌。所以商誉减值信息会通过降低股票流动率，使公司价值下降。企业高治理水平会促进商誉减值的价值相关性。本文主要通过产品市场竞争强度作为外部治理的指标进行调节，产品市场竞争越强，所在行业信息越公开透明，从一定程度上抑制了管理者盈余管理行为，商誉减值信息更能显著地影响企业价值。除此以外，本文选取内部治理的重要指标——股权集中度作为另一调节变量，大股东控制具有激励效应，在股权相对分散的情况下，股权的集中也能够有效制约管理层的机会主义行为，商誉减值的价值相关性更显著。

基于上述结论，本文提出以下建议：制定相关政策引导企业进行理性并购。某一年度商誉大量减值容易对企业价值造成巨大波动，而商誉减值主要是由于并购时盲目定价所致。理论商誉与会计商誉偏离，是国内外准则制定过程的难点。通过并购商誉实现利益输送，是诸多并购案例的潜在动因。要求管理者谨小慎微、价值创造并购，只能存在于理想状态，而制度约束可以科学地缩小理想与现实商誉的差距。监管部门应制定相关政策，积极引导企业做到理性并购。管理者应保持谨小慎微的并购态度。在了解并购方案涉及的所有细节后，考量标的公司创造的价值是否与其溢价相匹配，从源头上缩小公司并购后商誉减值的规模，进行真正价值创造的并购。同时，政府、监管部门及企业加强对商誉减值的监管。商誉减值的计提一直都是盈余管理的“温床”，当高管有盈余管理需求时，商誉减值就不能真正体现企业价值。不仅政府及监管部门要重点关注企业是否存在盈余管理，加强对商誉减值合规性的披露；企业也要加大内部治理结构建设，防范管理层利用优势进行信息管理，从根本上杜绝盈余管理的可能性。外、内部双向共同治理使商誉减值信息能够真正体现在企业的价值中，从而减少对股东等利益相关者的侵害。