王素玲，趙鵬飛

(安徽大學(xué) 商學(xué)院，安徽 合肥 230000)

趙鵬飛(1993— )，男，安徽六安人，安徽大學(xué)商學(xué)院碩士研究生.

1 引言

習(xí)近平在黨的十九大報告中指出要“守住不發(fā)生系統(tǒng)性金融風(fēng)險的底線”，必須將“防范化解重大風(fēng)險”作為全面建設(shè)小康社會的三大攻堅戰(zhàn)之一. “系統(tǒng)性風(fēng)險”是指金融機構(gòu)的交易或活動受內(nèi)外部因素影響而造成整體損失的可能性. 近幾年來，我國上市公司商譽減值不斷增加. 據(jù)Wind數(shù)據(jù)庫顯示，自2014年10月23日證監(jiān)會發(fā)布《關(guān)于修改<收購上市公司管理辦法>的決定》以來，許多上市公司都投身到了狂熱的并購浪潮之中，公司賬面形成了大量商譽. 此后，由于現(xiàn)行商譽會計準(zhǔn)則的彈性和商譽減值估值技術(shù)上的缺陷等原因造成了商譽減值數(shù)額呈現(xiàn)出巨幅波動性[1]. 現(xiàn)行的商譽后續(xù)計量會計準(zhǔn)則賦予了管理層一定程度的酌處權(quán)[2]，他們通過“大洗澡”行為多計提商譽減值為后續(xù)年度盈利做準(zhǔn)備[3]，通過“盈余平滑”行為向投資者釋放公司穩(wěn)定增長信號[4]. 此外，公司的股價波動、內(nèi)部薪酬激勵安排、債務(wù)合同等都對商譽減值都具有影響[5]，最終致使并購商譽在經(jīng)營后期高比例地轉(zhuǎn)變成商譽減值. 在2018年滬深A(yù)股上市公司年度報告中，有871家計提了商譽減值，達到1，659億元，是2017年的4倍有余. 在452家A股虧損的上市公司中，有一半以上是因商譽高減值所致. 雖然我國各項監(jiān)管政策綜合作用，商譽減值短期內(nèi)引發(fā)整體風(fēng)險的概率還較小，但防范可能引發(fā)的金融風(fēng)險已經(jīng)成為資本市場刻不容緩的共識.

本文將以2013—2017年滬深A(yù)股上市公司并購事件為樣本，以管理層在并購業(yè)務(wù)中過度自信的非理性特征為切入點，研究過度自信心理與日后商譽減值之間的關(guān)系. 首先從行為金融學(xué)角度，將管理者過度自信心理特征引入，實證商譽減值的影響因素為管理層在并購業(yè)務(wù)前的過度自信非理性特征. 其次，從企業(yè)內(nèi)部風(fēng)險控制角度出發(fā)，實證內(nèi)部控制質(zhì)量在減弱管理層過度自信造成決策偏誤中的積極效應(yīng)，即負(fù)向調(diào)節(jié)作用. 最后，進一步實證該作用在非國有上市公司中表現(xiàn)更加明顯.

2 理論分析與研究假設(shè)

2.1 管理層過度自信與商譽減值

前景理論認(rèn)為，個體的決策行為并非都是完全理性的，特別是在不確定的情況下，更容易受到個人特征的影響. 對于企業(yè)來說，管理層把控著企業(yè)的業(yè)務(wù)活動，卻也普遍存在著過度自信心理[6]. 已有研究表明，過度自信的管理者具有過度投資傾向[7]，易采取激進的融資策略[8]. 即認(rèn)為自己公司的價值被市場低估，因此偏向于選擇債務(wù)融資策略[9]，并且在債務(wù)結(jié)構(gòu)上傾向于選擇短期債務(wù)而不是長期債務(wù)[8]. 本文認(rèn)為管理層過度自信心理對并購商譽減值具有解釋作用.

首先，代理成本問題在企業(yè)中普遍存在. 企業(yè)通過并購可以擴大規(guī)模，提升收入水平，管理層也可以獲得更高的薪酬、聲望和權(quán)力[10]，也因此具有并購動機. 其次，信息不對稱性為過度自信的管理者成功實施并購并形成高溢價提供了條件. 因為信息不對稱，管理者做出決策的行為更多基于認(rèn)知偏見而不是資本市場分析，過度自信又會讓其認(rèn)為市場低估了目標(biāo)公司的價值，而自己的認(rèn)知能力和管理能力要優(yōu)于同行平均水平[11]，能夠幫助并購雙方實現(xiàn)經(jīng)營協(xié)同和財務(wù)協(xié)同，實現(xiàn)價值升值[12，17]，特別是并購行為的主要發(fā)起者——CEO[14]，因此會高估決策的收益，低估風(fēng)險[16]，愿意在并購中支付高溢價[15]. 同時，其他利益相關(guān)者很難評估大多數(shù)決策的合理性，即使可以評估，也會因為沒有太多追索權(quán)而很難限制管理者的決策偏誤行為. 已有研究表明，企業(yè)管理人員的過度自信心理使得企業(yè)并購行為增加[13]，且與CEO過度自信顯著正相關(guān)[14]. 最后，為并購活動支付的高溢價，形成了公司賬面高商譽，因此商譽價值包含了不合理成分. 會計準(zhǔn)則規(guī)定，每個會計年度都應(yīng)該對商譽進行減值測試，當(dāng)包含商譽的資產(chǎn)組或資產(chǎn)組組合出現(xiàn)減值時，則首先計提商譽減值. 在并購后經(jīng)營階段，企業(yè)出現(xiàn)減值也就再所難免. 已有研究表明，管理層過度自信特征與企業(yè)當(dāng)年并購活動產(chǎn)生的商譽正相關(guān)，但是并購商譽能對企業(yè)日后的經(jīng)營績效起到促進作用的主要是非過度自信上市公司[18-19]，并且與日后商譽產(chǎn)生減值的可能性之間呈正相關(guān)關(guān)系[20]. 并購商譽越多，日后發(fā)生減值的可能性越大. 由此，基于以上分析提出假設(shè)：

假設(shè)1 在其他條件不變時，管理層過度自信與商譽減值顯著正相關(guān).

2.2 內(nèi)部控制的調(diào)節(jié)作用

為了穩(wěn)定資本市場，美國于2002年頒布了《薩班斯-奧克斯利法案》，強調(diào)企業(yè)內(nèi)部控制在促進財務(wù)報告公允反映上的重要性. 我國財政部等五部委也于2008年聯(lián)合頒布了《企業(yè)內(nèi)部控制基本規(guī)范》. 國外學(xué)者研究發(fā)現(xiàn)，內(nèi)部控制缺陷與公司的系統(tǒng)性風(fēng)險和特殊性風(fēng)險都呈正相關(guān)[21]. 加強公司的內(nèi)部控制可以減弱公司與外界信息的不對稱程度，有利于外界利益相關(guān)者對公司行為進行監(jiān)管，最終可達到改善公司會計信息質(zhì)量的效果[22]. 雖然與沒有內(nèi)部控制缺陷的公司相比，具有內(nèi)部控制缺陷的公司的運營效率要低得多，但可以通過糾正內(nèi)部控制缺陷來提高運營效率[23]. 近年來，我國學(xué)者研究發(fā)現(xiàn)，非國有企業(yè)在實現(xiàn)多元化價值時，可通過加強內(nèi)部控制的控制環(huán)境、控制活動和信息與溝通三要素幫助優(yōu)化尋找多元化戰(zhàn)略目標(biāo)[24]. 并購企業(yè)在后期經(jīng)營階段，可通過加強內(nèi)部控制減少內(nèi)部的利益沖突和意見分歧，提升企業(yè)對并購資源的整合能力[25]，增強對外部不確定因素的抵御能力，降低系統(tǒng)性風(fēng)險[26]，從而提高運營效率，提升資產(chǎn)收益率[27]. 也就是說，并購作為企業(yè)活動的一種，會因管理層的過度自信心理給企業(yè)帶來一定的經(jīng)營風(fēng)險，而高質(zhì)量的內(nèi)部控制可以起到減弱這種風(fēng)險的作用.

內(nèi)部控制在管理層過度自信與商譽減值之間的作用機理為：首先，高質(zhì)量的內(nèi)部控制通過一系列規(guī)范、制衡來構(gòu)建企業(yè)內(nèi)部各方的權(quán)力體系和科學(xué)決策授權(quán)體系，使得管理層的權(quán)力得到有效制衡，其不合理投資行為也被限制，減弱決策失誤. 其次，風(fēng)險評估機制和信息溝通機制作為內(nèi)部控制的兩個核心構(gòu)成要素. 其中風(fēng)險評估機制要求主并方管理層對目標(biāo)公司進行審慎地風(fēng)險評估，防止對并購企業(yè)的真實價值、盈利能力和發(fā)展能力作出誤判，從而有效規(guī)避存在的風(fēng)險[28]. 而良好的信息溝通機制則為企業(yè)創(chuàng)造了高效且高質(zhì)量的內(nèi)部信息溝通渠道，有助于內(nèi)部員工之間的交流，加強上下級之間的信息反饋強度，并加深對并購目標(biāo)的了解. 而了解加深則可以幫助內(nèi)部員工收集和提取所有鏈接元素間的目標(biāo)信息，并有效地傳遞給相關(guān)負(fù)責(zé)人，如此則促進了主并方從下而上地利用信息，有助于緩解信息不充分時管理層由于過度自信造成的判斷偏誤. 也就是說，權(quán)利的制衡、信息相關(guān)性的提高以及對并購目標(biāo)的加深理解可以幫助企業(yè)尋找到與自己戰(zhàn)略相符或互補的公司，從而提升并購目標(biāo)的可實現(xiàn)性[29]. 最后，從內(nèi)部控制中對控制的監(jiān)督角度看，公司的監(jiān)事會、董事會與審計委員會負(fù)有監(jiān)查、約束、糾正管理層非理性行為的責(zé)任. 有效地內(nèi)部監(jiān)督機制可以減少管理層過度自信對公司造成的負(fù)面影響，降低企業(yè)損失[30-31]. 因此，本文提出假設(shè)：

假設(shè)2 在其他條件不變時，內(nèi)部控制質(zhì)量能夠弱化管理層過度自信與商譽減值之間的關(guān)系，即企業(yè)的內(nèi)部控制質(zhì)量越好，管理層過度自信與商譽減值之間的正向關(guān)系越弱.

3 數(shù)據(jù)選取與模型設(shè)計

3.1 樣本選擇和數(shù)據(jù)來源

自2012年1月1日起，我國上交所、深交所主板上市公司開始執(zhí)行《內(nèi)部控制配套指引》，被強制要求披露內(nèi)部控制缺陷. 此外，根據(jù)Wind統(tǒng)計顯示，2014年以來，我國上市公司進行了瘋狂的并購，賬面形成了高額的商譽，同時本文所使用估計上市公司商譽減值的財務(wù)數(shù)據(jù)具有滯后性. 因此，選取2013—2017年滬深A(yù)股上市公司作為初始研究對象，選擇并購公司依據(jù)重組類型為資產(chǎn)收購、標(biāo)的類型為股權(quán)或資產(chǎn)的并購. 此外，還剔除金融類樣本企業(yè)，*ST和ST樣本公司，管理層過度自信度量數(shù)據(jù)缺失的樣本，商譽與商譽減值數(shù)據(jù)缺失樣本，商譽的年末余額和商譽減值損失金額均為零的樣本公司、資產(chǎn)債務(wù)比率超過100%的樣本，財務(wù)數(shù)據(jù)缺失樣本與并購當(dāng)年商譽即發(fā)生減值樣本. 另外，在樣本期內(nèi)同一企業(yè)可以進行多次并購，本文僅選擇第一次并購事件進行研究，最終得到2112個樣本觀測值. 對于2017、2018年市場化指數(shù)的推算，參考俞紅海等的做法[32]，使用多年市場化指數(shù)的平均增長率作為計算基礎(chǔ). 數(shù)據(jù)取自國泰安數(shù)據(jù)庫、清科私募通數(shù)據(jù)庫和迪博數(shù)據(jù)庫，并對主要連續(xù)變量按照1%水平進行縮尾調(diào)整.

3.2 模型設(shè)定與變量定義

本文參考Abughazaleh[33]、Humayun Kabir等[34]的做法，選取變量和控制變量，將研究模型設(shè)定為：

GWLoss(GWI_D)=σ0+β1OVC+β2ROA+β3CFO+β4M&A+β5Growth+β6Debt+β7Size+β8MTB+β9SOE+

β10Dual+β11Audit+β12MKT+ε

(1)

GWLoss(GWI_D)=σ0+β1OVC+β2IC+β3IC*OVC+β4ROA+β5CFO+β6M&A+β7Growth+β8Debt+β9Size+β10MTB+β11SOE+β12Dual+β13Audit+β14MKT+ε

(2)

本文采用模型(1)檢驗假設(shè)1，模型(2)檢驗假設(shè)2. 模型(2)的回歸系數(shù)β3代表內(nèi)部控制的調(diào)節(jié)效應(yīng). 變量定義為

商譽減值 本文研究的主要是公司在當(dāng)年并購事件中形成的商譽在日后是否會發(fā)生減值. 為保證結(jié)果的可靠性，采用商譽減值連續(xù)變量(GWloss)和虛擬變量(GWI_D)分別進行回歸分析.

管理層過度自信 參考李丹蒙等[18]的做法，選擇管理層持股數(shù)在并購當(dāng)年與前一年之間是否發(fā)生變化(且這種變化不是因企業(yè)送股、配股造成的)，來衡量管理層過度自信心理. 具體見表1.

表1 變量定義及度量

4 實證結(jié)果分析

4.1 描述性統(tǒng)計

表2為全樣本的描述性統(tǒng)計結(jié)果. 可以看出，樣本企業(yè)并購形成的商譽在日后減值金額占年初總資產(chǎn)比的最小值為0，中位數(shù)也為0，說明樣本期內(nèi)有一半公司的商譽未發(fā)生減值，但平均值為2.8%，最大值為89.2%，表明大部分計提了大規(guī)模的商譽減值. 管理層過度自信(OVC)的平均值為52%，表明約52%公司的管理層在并購活動中存在過度自信心理. 內(nèi)部控制(IC)的最小值為0，最大值為9.018，標(biāo)準(zhǔn)差達到1.206，說明各企業(yè)之間的內(nèi)部控制質(zhì)量存在較大差距.

表2 描述性統(tǒng)計

4.2 相關(guān)性分析

表3為變量相關(guān)性分析結(jié)果. 可以看出，管理層過度自信(OVC)與商譽減值比例(GWLoss)及是否發(fā)生減值變量(GWI_D)的相關(guān)系數(shù)都為正且顯著，初步說明假設(shè)1的合理性. 內(nèi)部控制質(zhì)量(IC)與商譽減損比率(GWLoss)，在10%水平上呈顯著負(fù)相關(guān)，表明內(nèi)部控制質(zhì)量越高，商譽減損的規(guī)模越小. 只有公司規(guī)模(Size)與公司資產(chǎn)負(fù)債率(Debt)之間的相關(guān)系數(shù)較大(0.596)，其他變量之間都小于0.5.

表3 變量的Pearson相關(guān)系數(shù)

4.3 多元回歸分析

由于被解釋變量觀測值大多數(shù)為0，樣本在0處呈左歸并，故本文采用Tobit和Logit分別進行回歸. 表4為管理者過度自信對商譽減值的影響以及內(nèi)部控制質(zhì)量在兩者之間調(diào)節(jié)作用的回歸結(jié)果. 可以看出，管理過度自信(OVC)與商譽減損(GWLoss)連續(xù)變量和商譽減值可能性(GWI_D)都在5%顯著性水平上正相關(guān)，內(nèi)部控制質(zhì)量在兩者之間起負(fù)向調(diào)節(jié)作用. 說明管理層的過度自信心理對商譽減值具有解釋作用，但是企業(yè)內(nèi)部控制質(zhì)量越高，對商譽減值的影響就越弱. 假設(shè)1與假設(shè)2得到驗證.

表4 多元回歸結(jié)果

4.4 進一步檢驗

4.4.1 考慮產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的影響我國國有企業(yè)管理層過度自信心理對并購行為的影響與非國有企業(yè)相比存在顯著差異. 表5報告了不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)情況下管理者過度自信對商譽減值的影響，以及內(nèi)部控制質(zhì)量的調(diào)節(jié)作用. 從回歸結(jié)果可以看出，國有企業(yè)管理層過度自信心理(OVC)與商譽減值規(guī)模(GWLoss)的之間僅在10%顯著性水平上正相關(guān)，顯著性水平較低，其內(nèi)部控制的調(diào)節(jié)作用不顯著；與日后是否發(fā)生商譽減值(GWI_D)之間不存在顯著性關(guān)系，盡管內(nèi)部控制可發(fā)揮調(diào)節(jié)作用，但也只是在10%的顯著性水平上負(fù)相關(guān). 原因在于我國國有企業(yè)的重大決策會受到中央、地方國資委和地方政府部門的影響，并且需要得到國資委的批復(fù)，并購活動也不能完全由企業(yè)自主操縱，這在一定程度上減少了并購行為，降低了并購風(fēng)險. 同時其管理者的政治屬性較強，在決策時受到的外部約束力多，決策相對謹(jǐn)慎[35]，過度自信很難影響其決策行為. 因此，在國有企業(yè)的并購活動受到政府干預(yù)并且合并本身難以產(chǎn)生大規(guī)模商譽的情況下，管理層過度自信特征對商譽減值的影響和內(nèi)部控制質(zhì)量所起到的調(diào)節(jié)作用都可能很難體現(xiàn). 相比于國有企業(yè)，非國有企業(yè)管理層過度自信心理(OVC)不論對商譽減值規(guī)模(GWLoss)，還是對日后是否發(fā)生商譽減值(GWI_D)都具有顯著性影響，并且內(nèi)部控制的調(diào)節(jié)作用在兩種情況下都在顯著性水平上得到驗證.

表5 按產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的分組回歸

續(xù)表5

4.4.2 考慮代理成本的影響根據(jù)理論分析可知，由于公司管理者與股東之間存在代理成本問題，管理者可能通過并購為自己創(chuàng)造利益，進行私下利益輸送，又或者僅僅是為了滿足自己構(gòu)建商業(yè)帝國行為的膨脹心理. 因此，從這一角度考慮，此時的商譽盡管也包含了不合理成分，但初始原因卻不是源于過度自信心理. 所以，代理成本的存在可能會對本文的結(jié)論產(chǎn)生影響. 本文參考劉孟暉等的研究[36]利用企業(yè)銷售費用與管理費用之和占主營業(yè)務(wù)收入的比例來衡量企業(yè)的初始代理成本(AC)，然后加入研究模型進行回歸檢驗(回歸結(jié)果見表6). 結(jié)果顯示，在考慮了代理成本之后，管理層過度自信心理(OVC)與商譽減值規(guī)模(GWLoss)和日后是否發(fā)生商譽減值(GWI_D)之間均在顯著性水平呈正相關(guān)關(guān)系. 并且在將企業(yè)按產(chǎn)權(quán)性質(zhì)分組回歸檢測中也如前面分析一致，即國有企業(yè)管理層過度自信心理(OVC)對商譽減值的影響很難體現(xiàn)，回歸結(jié)果表明其與商譽減值規(guī)模(GWLoss)僅在10%的顯著性水平上正相關(guān)，與日后是否發(fā)生商譽減值(GWI_D)之間則不存在顯著性關(guān)系. 因此在考慮代理成本后，本文的主要研究假設(shè)和對不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)企業(yè)的進一步分析結(jié)果仍然得到支持，本文研究結(jié)果更加穩(wěn)健.

表6 控制代理成本后的回歸結(jié)果

續(xù)表6

5 穩(wěn)健性測試與內(nèi)生性檢驗

5.1 替換管理者過度自信衡量變量

本文參考姜付秀等[16]的做法，以公司前三名高管薪酬占管理層總薪酬的比例來衡量管理層的過度自信程度. 因為控制幻覺是個體產(chǎn)生過度自信心理的根源，而其強度又主要取決于個體對事情的決策權(quán)力和控制能力[37]. 而管理者的薪酬在一定程度上即代表了企業(yè)對其能力的認(rèn)可，也代表了管理者在公司中的權(quán)力大小. 因此，使用管理者的相對薪酬比例衡量管理者的過度自信心理具有一定的合理性. 在穩(wěn)健性回歸中，當(dāng)管理層的相對薪酬比例大于其所屬行業(yè)的中位數(shù)時，賦值為1，否則為0. 表7與表8報告了穩(wěn)健性回歸結(jié)果. 表7顯示，在替換了管理者過度自信心理衡量方式之后，管理者過度自信心理(OVC))與并購商譽減值規(guī)模(GWLoss)和并購商譽日后是否發(fā)生減值(GWI_D)之間均在5%顯著性水平上正相關(guān)，并且內(nèi)部控制在兩種情況之下均能在顯著性水平上發(fā)揮調(diào)節(jié)作用.

表7 穩(wěn)健性回歸

表8 產(chǎn)權(quán)性質(zhì)分組回歸結(jié)果

表8是按產(chǎn)權(quán)性質(zhì)分組進行的穩(wěn)健性回歸. 結(jié)果顯示，國有企業(yè)管理層過度自信心理(OVC)與并購商譽減值規(guī)模(GWLoss)之間僅在10%顯著性水平上正相關(guān)，與并購商譽日后發(fā)生減值(GWI_D)之間不存在顯著性正相關(guān)關(guān)系，并且內(nèi)部控制的調(diào)節(jié)作用在兩種情形之間均不存在顯著調(diào)節(jié)作用. 而非國有企業(yè)管理層過度自信心理 (OVC)不論是與商譽減值規(guī)模(GWLoss)，還是與日后商譽是否發(fā)生減值(GWI_D)之間均在顯著性水平上呈正相關(guān)關(guān)系，并且內(nèi)部控制的調(diào)節(jié)作用也均在顯著性水平上得到驗證. 這說明上文對不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)下上市公司管理層過度自信心理對商譽減值的影響和內(nèi)部控制的調(diào)節(jié)作用分析回歸結(jié)果也是穩(wěn)健的.

5.2 替換被解釋變量(GWLoss)

以商譽減值金額除以營業(yè)收入的比值作為被解釋變量進行回歸，檢驗結(jié)果保持不變.

6 結(jié)語

本文以2013—2017年滬深A(yù)股上市公司并購事件為樣本，檢驗了企業(yè)在并購活動中管理層過度自信這一非理性特征與商譽減值之間的關(guān)系. 結(jié)果顯示：管理層過度自信心理不論是與商譽減值的規(guī)模還是與商譽出現(xiàn)減值的可能性都顯著正相關(guān)，而主并方內(nèi)部控制質(zhì)量在兩者之間起到負(fù)向調(diào)節(jié)作用，意味著企業(yè)可通過加強內(nèi)部控制減弱管理層的非理性決策偏誤，進而減少給企業(yè)造成的損失. 因此，本文建議：

1)管理者應(yīng)提升自我素質(zhì)，減少決策中的非理性行為，在并購項目及相關(guān)決策中進行審慎地評估與判斷，減少因自身非理性個人特征給企業(yè)造成的損失. 2)加強內(nèi)部控制建設(shè)，提升內(nèi)部控制質(zhì)量，嚴(yán)格設(shè)計和執(zhí)行與企業(yè)并購事項相關(guān)的章程. 3)提高監(jiān)管力度，規(guī)范并購制度. 監(jiān)管部門一方面要做好并購各方并購前估值規(guī)范，并購中信息披露等的制度設(shè)計；另一方面要對并購后形成較大并購減值的公司實行問責(zé)管理層及事后追溯處罰等制度，特別是對有并購商譽進行主并方和被并購方進行利益輸送或財務(wù)造假行為的公司可以進行民事訟訴制度安排.

本文的研究還有一定局限性. 首先，上市公司商譽減值計提的明細(xì)事件數(shù)據(jù)缺失較多，樣本量相對較小，可能會對研究結(jié)論產(chǎn)生一定的影響. 其次，由于不同行業(yè)信息環(huán)境具有差異性，本文沒有檢驗在不同的信息環(huán)境下，管理者的過度自信與商譽減值的關(guān)系，也沒有對具體單一行業(yè)進行驗證. 這些不足之處都有待后續(xù)完善.

ManagementOverconfidence，InternalControlandGoodwillImpairment

WANG Suling， ZHAO Pengfei

(School of Business， Anhui University， Hefei 230000， China)

Abstract： In recent years， high goodwill impairment has become a key issue affecting the stability of China’s capital market and triggering potential market risks. This article uses the 2013—2017 A-share listed company M & A events as a sample to empirically test the impact of management ’s overconfidence and irrational characteristics on the impairment of goodwill during the M & A process. The test results found that there is a significant positive correlation between management overconfidence and impairment of goodwill in terms of probability of occurrence and accrual ratio， that is， the higher the degree of confidence of management， the greater the likelihood of goodwill impairment after mergers and acquisitions. The quantity value is larger. After further in-depth testing by adding internal control factors， it was found that the quality of the internal control of the primary and secondary parties played a negative adjustment role between the overconfidence of management and the probability of goodwill impairment and the proportion of accruals， and compared with state-owned listed companies the effect of internal control on the overconfidence of the management of non-state listed companies is even more significant. The research in this paper expands the existing research literature on the influencing factors of goodwill impairment. Its research conclusions have important reference and enlightenment effects on strengthening supervision， deepening the reform of state-owned enterprises， and deeply solving the problem of high goodwill impairment of listed companies in China.

Keywords： goodwill impairment； management overconfidence； internal control