王 雪，楊志國，2（博士生導師）

一、引言

近年來，“商譽減值”成了財報高頻詞。根據(jù)Wind 數(shù)據(jù)統(tǒng)計資料，A 股上市公司計提的減值損失占凈利潤的比重自2010 年開始連年上漲，直至2018 年達到峰值，約為4.48%，2019 年和2020 年雖然有所下降，但依然保持在3%以上；計提的減值損失占平均商譽的比重也呈上漲趨勢，2018 ～2020年減值損失平均計提比例為10%，遠高于以往年度。以上數(shù)據(jù)說明，上市公司面臨嚴重的商譽減值問題，截至2020 年12 月31 日，A 股上市公司商譽總額約為1.18萬億元，一旦上市公司集中計提商譽減值，不僅會沖擊正常的市場秩序，還可能引發(fā)系統(tǒng)性金融風險。因此，無論是上市公司、監(jiān)管部門還是投資者，都高度關注商譽減值的影響因素。

引發(fā)商譽減值的因素是多種多樣的，已有研究主要集中在公司經(jīng)營、委托代理等微觀角度，少有從宏觀政策角度開展的研究。隨著經(jīng)濟全球化遭遇逆流、世界政治經(jīng)濟動蕩變革以及疫情時有反復等外部因素的不斷沖擊，部分企業(yè)經(jīng)營面臨較大的不確定性，為維持經(jīng)濟社會穩(wěn)定和可持續(xù)發(fā)展，政府不斷調整經(jīng)濟政策。經(jīng)濟政策在穩(wěn)定經(jīng)濟運行、優(yōu)化資源配置和實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化升級等方面發(fā)揮著重要作用，但同時頻繁變動的經(jīng)濟政策也會影響市場經(jīng)營環(huán)境的穩(wěn)定，企業(yè)作為市場經(jīng)濟主體，其經(jīng)營和行為決策必定受到影響。商譽減值與企業(yè)經(jīng)營狀況密切相關，也是企業(yè)的重要會計決策。那么，經(jīng)濟政策不確定性是否會影響企業(yè)商譽減值呢？

從時間變動趨勢來看，商譽總額大規(guī)模上漲和商譽減值大規(guī)模計提的這幾年，也是我國經(jīng)濟政策頻繁變動的幾年。從現(xiàn)有研究成果來看，經(jīng)濟政策不確定性會影響投資[1]、商業(yè)信用供給[2]、現(xiàn)金持有[3]、盈余管理[4]等，也可能影響商譽減值。從理論上來看，經(jīng)濟政策不確定性提高導致公司外部經(jīng)營環(huán)境發(fā)生變化，加大了公司經(jīng)營不確定性，公司未來盈利水平和現(xiàn)金流不確定性也隨之提升[3]；一旦公司盈利水平受到影響，商譽減值風險也將隨之增加。因此，本文選取2009 ～2020年我國A股上市公司數(shù)據(jù)為樣本，實證檢驗了經(jīng)濟政策不確定性對企業(yè)商譽減值的影響。

本文可能的貢獻在于：第一，從宏觀視角豐富了商譽減值影響因素的相關研究，也證實了經(jīng)濟政策不確定性的影響具有企業(yè)情境差異性，有利于推動企業(yè)關注宏觀經(jīng)濟政策的影響以及加強風險管理。第二，揭示了盈余管理在經(jīng)濟政策不確定性與商譽減值間發(fā)揮重要調節(jié)作用，這對監(jiān)管部門制定監(jiān)管對策、防范系統(tǒng)性金融風險和維護資本市場健康穩(wěn)定具有一定的啟示意義。第三，拓展了宏觀經(jīng)濟政策與微觀企業(yè)財務決策在中國制度背景下的研究成果，為經(jīng)濟轉型時期正確處理政企關系提供了經(jīng)驗證據(jù)。

二、文獻回顧、理論分析與假設提出

（一）文獻回顧

1. 商譽減值的影響因素?！镀髽I(yè)會計準則第8號——資產(chǎn)減值》中規(guī)定：企業(yè)合并所形成的商譽，至少應當在每年年度終了進行減值測試。商譽減值是企業(yè)可收回金額低于賬面價值時確認的減值損失，與企業(yè)自身經(jīng)營效率密切相關。Godfrey 和Koh[5]研究發(fā)現(xiàn)，公司投資機會與商譽減值規(guī)模負相關；Abu Ghazaleh等[6]研究發(fā)現(xiàn)，市賬比、資產(chǎn)收益率和現(xiàn)金流增幅等公司層面經(jīng)濟因素與商譽減值顯著負相關；但王秀麗[7]以我國上市公司數(shù)據(jù)為樣本的研究中并未發(fā)現(xiàn)這些經(jīng)濟因素與商譽減值之間存在顯著關系，即商譽未及時反映經(jīng)濟價值的變化，這可能與商譽減值測試的特殊性有關。在實務中，計提商譽減值需要管理層進行大量判斷，不可避免地受到管理層動機、特征等的影響，已有研究發(fā)現(xiàn)：管理層出于報酬、聲譽考慮，將不計提或少計提商譽減值[8，9]；管理層權力越大、能力越強，計提商譽減值的可能性和比例越低[10，11]；而管理層越自信、越偏好風險，企業(yè)越可能產(chǎn)生商譽減值風險[12，13]。除此之外，陸正華等[14]、盧煜和曲曉輝[15]也發(fā)現(xiàn)，管理層在商譽減值過程中具有明顯的盈余管理動機，主要用于平滑盈余或“洗大澡”。

2. 經(jīng)濟政策不確定性對微觀企業(yè)的影響。經(jīng)濟政策從制定之初到出臺再到實施，整個過程充滿諸多不確定性，經(jīng)濟活動參與主體無法準確預測可能會實施哪種政策、如何實施以及實施后會帶來哪些改變等[1]。尤其是當前受新冠疫情的影響，經(jīng)濟全球化遭遇逆流，產(chǎn)業(yè)鏈和供應鏈受到干擾，不穩(wěn)定、不確定因素明顯增加，顯著加劇了經(jīng)濟政策的不確定性。企業(yè)作為市場經(jīng)濟參與主體，必然受宏觀經(jīng)濟政策的影響。褚劍等[16]發(fā)現(xiàn)，經(jīng)濟政策不確定性能夠顯著影響微觀企業(yè)行為和財務決策。現(xiàn)有研究成果表明，經(jīng)濟政策會影響企業(yè)現(xiàn)金流入，而企業(yè)的現(xiàn)金持有水平直接關系到資產(chǎn)的配置和風險管理，出于流動性和預防性動機的考慮，在經(jīng)濟政策不確定性較高時，企業(yè)會保留更多的現(xiàn)金或現(xiàn)金資產(chǎn)[17]。經(jīng)濟政策不確定加劇了企業(yè)面臨需求的不確定性，一方面，為提高風險抵御能力，企業(yè)會減少約束性資源的投入，提高成本彈性[18]；另一方面，需求的不確定導致未來盈利不確定性增加，抑制企業(yè)投資支出[1]。企業(yè)創(chuàng)新也是一種投資體現(xiàn)，其研發(fā)過程耗時長、結果不確定性高，且失敗風險較大[19，20]，經(jīng)濟政策不確定會阻礙企業(yè)的創(chuàng)新活動[21]。并購是企業(yè)重要的投資活動之一，有一種觀點認為，在經(jīng)濟政策不確定性較高時，企業(yè)可能會借助并購來進行風險管理，經(jīng)濟政策不確定在一定程度上激勵了企業(yè)并購[22，23]，經(jīng)濟政策不確定對企業(yè)并購的規(guī)模也具有促進作用[24]。但另一種觀點認為，經(jīng)濟政策不確定會導致企業(yè)所處的市場經(jīng)營環(huán)境發(fā)生改變，抑制并購活動的發(fā)生，使得企業(yè)推遲并購決策[25]。

綜合以上分析可知，經(jīng)濟政策作為外部環(huán)境的重要組成部分，從不同角度影響著企業(yè)的行為決策，如投資決策、融資決策、創(chuàng)新決策等。鑒于經(jīng)濟政策影響的全面性和系統(tǒng)性，商譽減值的計提作為企業(yè)重要的會計決策和資本市場上的重要問題，同樣也將受到經(jīng)濟政策的影響，而現(xiàn)有商譽減值影響因素的研究成果中少有從宏觀政策角度進行的分析。因此，本文將重點研究經(jīng)濟政策不確定性對企業(yè)商譽減值的影響，并結合商譽減值測試的自由裁量權特點，考察盈余管理程度對二者關系的影響；同時，進一步區(qū)分經(jīng)營風險、自由現(xiàn)金流不確定性、管理層代理沖突、產(chǎn)權性質以進行差異化檢驗，擴展和豐富經(jīng)濟政策不確定性與商譽減值之間關系的研究，為企業(yè)商譽減值風險管理提供方向指導。

（二）理論分析與假設提出

經(jīng)濟政策是我國政府進行宏觀調控的重要手段，也是關系到企業(yè)生存發(fā)展的重要外部環(huán)境要素。近幾年我國頻繁出臺各種經(jīng)濟政策，企業(yè)作為我國經(jīng)濟轉型時期社會經(jīng)濟發(fā)展的重要推動力量，必然受到影響。經(jīng)濟政策不確定性改變了企業(yè)經(jīng)營的外部環(huán)境，一定程度上影響了企業(yè)的運營和財務決策[26，16]。2018年11月，證監(jiān)會發(fā)布《會計監(jiān)管風險提示第8 號——商譽減值》，其中詳細列示了經(jīng)營不及預期、宏觀經(jīng)濟波動、行業(yè)政策變化、客觀環(huán)境變化等七大特定的商譽減值跡象。宏觀經(jīng)濟波動和行業(yè)環(huán)境變化是經(jīng)濟政策不確定的體現(xiàn)，那么經(jīng)濟政策不確定性如何影響企業(yè)商譽減值呢？

從本質上講，并購后業(yè)績不及預期是商譽發(fā)生減值的主要原因。經(jīng)濟政策不確定負面沖擊了企業(yè)經(jīng)營業(yè)績，進而導致商譽減值。首先，經(jīng)濟政策不確定提高了并購后的整合難度，進而提高了發(fā)生商譽減值的可能性。企業(yè)并購后面臨資源的重新配置，且內外部條件發(fā)生變化，需要與外部環(huán)境保持動態(tài)平衡。Pastor 和Veronesi[26]認為經(jīng)濟政策不確定改變了企業(yè)經(jīng)營的外部環(huán)境，從而影響了企業(yè)與供應商、顧客、競爭對手的關系，在一定程度上導致并購后的整合難度加大，整合失敗的概率提高，進而提高了商譽減值風險。其次，經(jīng)濟政策不確定增加了企業(yè)經(jīng)營的波動性，加大了業(yè)績下滑風險，從而加劇了商譽減值風險。不確定的經(jīng)濟政策可能導致行業(yè)產(chǎn)能、相關產(chǎn)業(yè)政策、產(chǎn)品與服務市場狀況或競爭程度發(fā)生不利變化，偏離企業(yè)預先設定的經(jīng)營戰(zhàn)略，此時企業(yè)需要不斷調整經(jīng)營目標，這將導致企業(yè)經(jīng)營業(yè)績出現(xiàn)大幅波動[27]，企業(yè)未來盈利的不確定性提高[28]，從而加劇商譽減值風險。最后，經(jīng)濟政策不確定提高了信息不對稱程度，加大了經(jīng)營風險，進而引發(fā)商譽減值。在經(jīng)濟政策不確定的情境下，管理層難以正確把握未來經(jīng)濟形勢，運營和決策的難度加大，導致企業(yè)的經(jīng)營風險提高，可能使企業(yè)陷入財務困境甚至破產(chǎn)，商譽價值下降，企業(yè)不得不計提商譽減值[1]。

綜上所述，對于企業(yè)而言，經(jīng)濟政策不確定是一種不可分散風險，可能直接或間接地加大企業(yè)的商譽減值風險。由此，本文提出如下假設：

假設1：經(jīng)濟政策不確定性與商譽減值顯著正相關。

然而，實務中的商譽減值除受“經(jīng)濟動因論”影響外，還有“代理問題論”，尤其是管理層在商譽減值計提過程中具有較大的自由裁量權，表現(xiàn)出較強的盈余管理動機。Elliott 和Hanna[29]的研究證明，上市公司的資產(chǎn)減值，包括商譽減值，一方面反映了其經(jīng)濟實質，另一方面也體現(xiàn)了管理操縱。

首先，商譽減值是一種不利信號，負面影響管理層的薪酬、聲譽或職業(yè)發(fā)展，這為管理層不計提或少計提商譽減值提供了動機。從經(jīng)濟內涵來看，商譽減值的計提意味著企業(yè)凈利潤減少、預期現(xiàn)金流入量減少[30]。從信號傳遞來看，計提商譽減值傳遞出并購商譽的初始確認可能存在問題的信號（如管理層過度自信或是并購時追求私利，導致高溢價并購等）。Ramanna 和Watts[8]研究認為，計提商譽減值表明CEO 主導的并購活動可能是失敗的，這將影響管理層聲譽，不利于其職業(yè)發(fā)展；Darrough等[31]基于美國上市公司的數(shù)據(jù)，研究認為當上市公司確認商譽減值損失時，CEO 的整體薪酬會顯著減少等，這在一定程度上為管理層減少商譽減值的計提提供了動機。

其次，商譽減值將引發(fā)一系列嚴重的經(jīng)濟后果，影響到管理層的私有收益，這為管理層不計提或少計提商譽減值提供了動力。已有研究表明，商譽減值不僅會增加企業(yè)的融資成本、損害企業(yè)績效[32]，還會影響投資者在資本市場上的選擇，導致股票價格下跌甚至崩盤[33]。當前，大多數(shù)上市公司中管理層的薪酬不僅受企業(yè)會計盈余的影響，還與股票價格直接相關，商譽減值的確認不僅會導致會計盈余減少，還會引發(fā)股價下跌。因此，為獲取私有利益，管理層有動力減少商譽減值的計提。

最后，商譽減值測試具有復雜性和不可核實性，便于管理層進行盈余操縱，這為管理層不計提或少計提商譽減值提供了機會。商譽減值測試流程復雜，需要大量的判斷，具有很強的主觀性和較大的操作空間，并且有研究表明，商譽減值是一種主要的盈余管理手段，這給管理層減少商譽減值的計提提供了機會。

綜上所述，從決策角度來講，在動機、動力和機會的驅使下，管理者可能會借助商譽減值的自由裁量空間，利用盈余管理來操縱商譽減值。當經(jīng)濟政策不確定性較高時，為緩解經(jīng)濟政策帶來的負向沖擊以及規(guī)避減值后可能引發(fā)的一系列經(jīng)濟后果，管理層在風險對沖、風險隱藏以及自利動機的推動下，可能會“趨利避害”，借助盈余管理手段減少商譽減值的計提。由此，本文提出如下假設：

假設2：盈余管理會弱化經(jīng)濟政策不確定性與商譽減值之間的關系。

三、研究設計

（一）樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文選取2009 ～2020年滬深兩市A股上市公司的數(shù)據(jù)作為初始研究樣本，并對數(shù)據(jù)做以下處理：剔除金融、房地產(chǎn)行業(yè)上市公司；剔除ST 及*ST 類樣本數(shù)據(jù)；刪除商譽期初金額為0 的樣本；剔除數(shù)據(jù)缺失、異常的樣本。為避免極端值對回歸結果的干擾，文中對所有連續(xù)變量均進行了上下1%分位的Winsorize 處理。樣本公司的各變量數(shù)據(jù)主要來自CSMAR數(shù)據(jù)庫，月度經(jīng)濟政策不確定性指數(shù)來自https：//economicpolicyuncertaintyinchina.weebly.com/。

（二）變量定義

1. 被解釋變量：商譽減值（gwloss）。借鑒以往學者的研究，選用商譽減值規(guī)模來衡量商譽減值，具體為商譽減值準備金額除以公司總資產(chǎn)。

2.解釋變量：經(jīng)濟政策不確定性（epu）。Huang和Luk[34]采用Baker 等[35]的政策不確定性測算方法，選取《北京青年報》《新京報》《人民日報（海外版）》《廣州日報》《南方都市報》《羊城晚報》《文匯報》《上海早報》等10 家國內權威媒體作為數(shù)據(jù)來源，構建了月度經(jīng)濟政策不確定性指數(shù)。本文在此方法的基礎上，采用年度內12 個月的月度經(jīng)濟政策不確定性指數(shù)的算術平均值（除以100）來衡量該年的經(jīng)濟政策不確定性。

3. 調節(jié)變量：盈余管理（trem）。本文選取操縱性應計利潤的絕對值（|TREM|）來衡量盈余管理程度。參考Dechow等[36]、Sugata[37]的做法，盈余管理的計算公式如下：

其中，CFO、REV、A、PROD、DISEXP 分別代表經(jīng)營現(xiàn)金凈流量、營業(yè)收入、資產(chǎn)總額、生產(chǎn)成本、操控性費用，i 代表企業(yè)，t 代表年份，ε為殘差項。其中：企業(yè)生產(chǎn)成本（PROD）等于企業(yè)本期營業(yè)成本和存貨變動之和；企業(yè)操控性費用（DISEXP）等于企業(yè)的銷售費用和管理費用之和。先依據(jù)公式（1）～公式（3），通過分行業(yè)、分年度回歸，獲得各公式的回歸殘差，即為各指標異常值，分別對應異常經(jīng)營活動現(xiàn)金流（A_CFO）、異常生產(chǎn)成本（A_PROD）、異常操控性費用（A_DISEXP）。然后，根據(jù)公式（4）計算操縱性應計利潤（TREM），其絕對值為本文的盈余管理（trem）變量，該絕對值越大，說明盈余管理程度越高，反之則越低。

4. 控制變量。本文在參考以往學者研究成果的基礎上，引入其他可能影響商譽減值的控制變量，如公司規(guī)模、成長性、資產(chǎn)負債率、股權集中度、兩職合一等與公司基本特征和公司治理相關的指標，以控制公司基本面特征對商譽減值的影響。具體變量定義詳見表1。

表1 變量定義

（三）模型設定

為了檢驗經(jīng)濟政策不確定性對商譽減值的影響，本文構建如下模型：

其中，controls 為控制變量，εi，t為殘差項。如果實證檢驗結果顯示經(jīng)濟政策不確定性（epu）的回歸系數(shù)α1顯著大于0，則說明經(jīng)濟政策不確定性與商譽減值顯著正相關，假設1得到驗證。

為檢驗盈余管理對經(jīng)濟政策不確定性與商譽減值之間關系的影響，本文在模型（5）的基礎上加入盈余管理（trem）、經(jīng)濟政策不確定性與盈余管理的交乘項（epu×trem），構建如下模型：

四、實證分析

（一）描述性統(tǒng)計分析

表2 為主要變量的描述性統(tǒng)計結果。由表2 可知，商譽減值準備金額占總資產(chǎn)比重的最大值為0.5241，說明有些上市公司的商譽減值損失金額超過了總資產(chǎn)的50%；其中位數(shù)為0.0025、平均值為0.0280、標準差為0.0815，說明大規(guī)模計提商譽減值的公司數(shù)量相對較少。經(jīng)濟政策不確定性指數(shù)的最小值為1.2503、最大值為1.6574、平均值為1.4076，可見企業(yè)所面臨的經(jīng)濟政策不確定性存在一定的差異，這和我國經(jīng)濟處于新常態(tài)階段，政府不斷出臺各種經(jīng)濟政策密切相關。資產(chǎn)負債率的最大值為0.9241，意味著個別上市公司的負債較多，面臨較重的債務負擔；其中位數(shù)為0.4471，接近于0.5，即有將近一半的公司資產(chǎn)負債率超過了50%，說明上市公司普遍存在償債壓力。產(chǎn)權性質的平均值為0.3582，說明非國有企業(yè)的數(shù)量要比國有企業(yè)的數(shù)量更多。其他變量的統(tǒng)計結果和以往研究基本相似，且在合理范圍內，故不再一一闡述。

表2 主要變量的描述性統(tǒng)計

（二）基準回歸結果分析

1. 對假設1的檢驗。為檢驗經(jīng)濟政策不確定性對商譽減值的影響，使用模型（5）進行樣本回歸，在回歸時分別考慮是否加入控制變量，以考察回歸結果是否會有差異。由于本研究使用的是面板數(shù)據(jù)，先通過Hausman 檢驗進行模型選擇，結果顯示拒絕原假設，故選用固定效應模型；除此之外，在使用Stata軟件進行操作時，添加了穩(wěn)健標準誤處理選項。經(jīng)濟政策不確定性對商譽減值影響的回歸結果如表3所示。

表3 基準回歸分析

表3中，第（1）列是未加入控制變量時，經(jīng)濟政策不確定性對商譽減值影響的回歸結果；第（2）列則是加入控制變量后，經(jīng)濟政策不確定性對商譽減值影響的回歸結果。在未加入控制變量時，經(jīng)濟政策不確定性（epu）的回歸系數(shù)為0.1722，加入控制變量后其回歸系數(shù)為0.1303，系數(shù)值變小說明在控制相關變量后，經(jīng)濟政策不確定性對商譽減值風險的影響變小；這兩個系數(shù)均在1%的水平上顯著為正，說明無論是否加入控制變量，經(jīng)濟政策不確定性與商譽減值都具有正相關關系，即經(jīng)濟政策不確定性程度越高，計提的商譽減值越多，假設1 得到驗證。這說明經(jīng)濟政策不確定在一定程度上影響了并購后的整合效果及企業(yè)經(jīng)營，直接或間接導致商譽減值風險增加。

2. 對假設2的檢驗。目前關于經(jīng)濟政策不確定性對商譽減值的影響更多是從“經(jīng)濟動因論”考慮的，然而在商譽減值的影響因素分析中“代理問題論”不可忽視，也即盈余管理可能會對經(jīng)濟政策不確定性與商譽減值的關系產(chǎn)生影響。對此，本文采用模型（6）進行檢驗，為避免多重共線性對回歸結果的影響，對經(jīng)濟政策不確定性（epu）和盈余管理（trem）兩個變量均進行了去中心化處理，回歸結果如表3中第（3）列所示。

由表3 中第（3）列的結果可知，經(jīng)濟政策不確定性與盈余管理交乘項（epu×trem）的回歸系數(shù)為-0.4426，且在1%的水平上顯著。這說明管理層的盈余管理確實會抑制經(jīng)濟政策不確定性對商譽減值的影響。實務中的商譽減值測試需要評估企業(yè)的未來現(xiàn)金流，該評估的難度較大且具有較高的復雜性，公司在減值測試中有較大的自由裁量權和盈余管理空間，為管理層操縱商譽減值提供了條件。而計提商譽減值會降低企業(yè)利潤，直接影響到管理層績效，又激發(fā)了管理層謀取私利的機會主義行為。Lafond和Watts[38]、Kim和Zhang[39]研究認為，管理者為了顧及薪資報酬、職業(yè)發(fā)展和聲譽等因素，傾向于做出利己行為；盧煜和曲曉輝[15]也發(fā)現(xiàn)，商譽減值計提受管理層盈余管理動機的影響。

總之，盈余管理弱化了經(jīng)濟政策不確定性與商譽減值間的正相關關系，假設2得到驗證。

（三）穩(wěn)健性檢驗

經(jīng)濟政策不確定性屬于國家和地區(qū)層面的外生因素，通過影響外部市場經(jīng)營環(huán)境來影響企業(yè)的各個方面；而從企業(yè)來看，其微觀個體行為影響宏觀經(jīng)濟政策的可能性較小，所以形成反向因果的可能性很小。在本文的實證分析過程中，使用公司層面的固定效應，嚴格控制了個體、年份效應，能夠有效避免遺漏變量產(chǎn)生的內生性問題。為進一步檢驗實證結果的穩(wěn)健性，本文選取替換變量和樣本數(shù)據(jù)處理的方法來進行穩(wěn)健性檢驗。

1. 替換解釋變量。在模型（5）中，將解釋變量替換為前置一期的經(jīng)濟政策不確定性（P.epu），即使用t-1期經(jīng)濟政策不確定性的數(shù)據(jù)，其余變量仍采用t 期的數(shù)據(jù)，回歸結果如表4 中第（1）列所示。結果顯示，前置一期的經(jīng)濟政策不確定性與商譽減值的回歸系數(shù)為0.2068，且在1%的水平上顯著，該結果依然支持經(jīng)濟政策不確定性與企業(yè)商譽減值之間存在顯著正相關關系的結論；而且系數(shù)值比使用t 期經(jīng)濟政策不確定性數(shù)據(jù)時的系數(shù)值［表3 第（2）列顯示該系數(shù)值為0.1303］要大，這從側面說明了經(jīng)濟政策不確定性的經(jīng)濟后果具有滯后性，前一期經(jīng)濟政策不確定性對當期商譽減值的影響更大。

2. 替換被解釋變量。在主回歸中，商譽減值變量是從商譽減值規(guī)模角度進行衡量的，在穩(wěn)健性檢驗中選用商譽減值虛擬變量（gwd）進行衡量，具體為：如果企業(yè)計提了商譽減值準備，則商譽減值（gwd）取值為1，否則為0。采用模型（5）進行回歸，結果如表4中第（2）列所示。結果顯示，經(jīng)濟政策不確定性與商譽減值的回歸系數(shù)為7.0933，且在1%的水平上顯著，與主回歸結果具有一致性，為研究結論的穩(wěn)健性提供了保證。

3. 樣本數(shù)據(jù)處理。2019 年1月，財政部將商譽后續(xù)計量由減值計提改成逐年攤銷的大討論，使得多家公司在2018 年度報告中大規(guī)模計提商譽減值。這個“政策預期”將提高企業(yè)的商譽減值風險，為保證本文結論的穩(wěn)健性，將2018 年的數(shù)據(jù)排除后再次采用模型（5）進行回歸，結果如表4中第（3）列所示。結果顯示，排除2018年的數(shù)據(jù)后，經(jīng)濟政策不確定性（epu）與商譽減值（gwloss）仍在1%的水平上顯著正相關。

表4 穩(wěn)健性檢驗結果

總之，以上穩(wěn)健性檢驗的回歸結果與假設1中的預期基本一致，這在一定程度上保證了回歸結果的穩(wěn)健性。

（四）情境差異分析

1. 經(jīng)營風險。經(jīng)濟政策不確定在一定程度上降低了社會的整體需求，進而制約了整體經(jīng)濟的發(fā)展。社會需求的不確定改變了企業(yè)面臨的外部環(huán)境，直接導致企業(yè)未來盈利的不確定性增加。因此，從市場需求角度來講，經(jīng)濟政策不確定導致企業(yè)外部經(jīng)營環(huán)境惡化，加大了企業(yè)經(jīng)營風險。本文基于經(jīng)營風險的高低來考察經(jīng)濟政策不確定性對商譽減值的差異化影響。

首先，計算企業(yè)的經(jīng)營風險。將企業(yè)總資產(chǎn)收益率減去當年行業(yè)內所有企業(yè)的平均總資產(chǎn)收益率，記為adj_roa，以剔除系統(tǒng)性風險對經(jīng)營風險的影響；然后選用三年期作為觀測時間段，利用每一個觀測時間段內滾動取值的adj_roa的標準差，來衡量企業(yè)的經(jīng)營風險（risk）。具體公式如下：

其中：roa為總資產(chǎn)收益率；i代表企業(yè)；t代表在觀測時間段內的年度，取值為1 ～3；T 代表觀測時間段，取值為3；X代表某行業(yè)的企業(yè)總數(shù)量，k代表該行業(yè)的第k家企業(yè)。

其次，按照企業(yè)經(jīng)營風險是否大于所在行業(yè)經(jīng)營風險的中位數(shù)，將樣本分成高經(jīng)營風險組和低經(jīng)營風險組。

分組回歸結果如表5 中第（1）列和第（2）列所示。由回歸結果可知，分組后經(jīng)濟政策不確定性（epu）與商譽減值（gwloss）的回歸系數(shù)和全樣本下系數(shù)［表3 中第（2）列］的符號與顯著性保持一致，均在1%的水平上顯著為正，但回歸系數(shù)的大小存在顯著差異：在高經(jīng)營風險組，回歸系數(shù)為0.5394；在低經(jīng)營風險組，回歸系數(shù)為0.0388；在全樣本中，回歸系數(shù)為0.1303。上述結果說明，在經(jīng)濟政策不確定性較高時，無論企業(yè)經(jīng)營風險高還是低，都將面臨商譽減值風險；從系數(shù)值大小來看，高經(jīng)營風險企業(yè)的經(jīng)濟政策不確定性回歸系數(shù)是低經(jīng)營風險企業(yè)的十幾倍，這說明在經(jīng)濟政策不確定性較高時，高經(jīng)營風險企業(yè)的商譽減值風險要遠高于低經(jīng)營風險企業(yè)。

2. 自由現(xiàn)金流不確定性。商譽是企業(yè)未來獲取的超額盈利能力的現(xiàn)值，自由現(xiàn)金流作為度量企業(yè)超額利潤的重要指標之一，直接影響了商譽價值。因此，本文基于自由現(xiàn)金流不確定性考察經(jīng)濟政策不確定性對商譽減值的差異化影響。

首先，選用現(xiàn)金流量表中的經(jīng)營活動現(xiàn)金凈流量與購買固定資產(chǎn)、無形資產(chǎn)的現(xiàn)金流出量兩個指標，將二者差額除以當年營業(yè)收入的值作為自由現(xiàn)金流的衡量指標；其次，將各企業(yè)的自由現(xiàn)金流減去當年行業(yè)內所有企業(yè)的平均自由現(xiàn)金流，選用三年期作為觀測時間段，利用每一個觀測時間段內滾動取值的自由現(xiàn)金流的標準差，來衡量企業(yè)的自由現(xiàn)金流不確定性；最后，按照企業(yè)自由現(xiàn)金流不確定性是否大于所在行業(yè)自由現(xiàn)金流不確定性的中位數(shù)，將樣本分成自由現(xiàn)金流高不確定性組和低不確定性組。

分組回歸結果如表5 中第（3）列和第（4）列所示。由回歸結果可知，當自由現(xiàn)金流不確定性較高時，經(jīng)濟政策不確定性（epu）的回歸系數(shù)為0.3591，當自由現(xiàn)金流不確定性較低時，經(jīng)濟政策不確定性的回歸系數(shù)為0.0365，均在1%的水平上顯著，但前者的系數(shù)明顯更大。這說明企業(yè)獲取現(xiàn)金流越不穩(wěn)定，超額盈利能力越不穩(wěn)定，商譽減值計提的規(guī)模越大，這和商譽的經(jīng)濟實質是一致的。

表5 分組回歸結果

3. 管理層代理沖突。當企業(yè)并購后未發(fā)揮出應有的協(xié)同效應導致并購利潤目標無法完成時，便不得不計提減值。然而，實務中的商譽減值也可能是由其他因素導致的。商譽來源于高溢價并購，公司內部的代理沖突會帶來高溢價問題。Haunschild[40]研究發(fā)現(xiàn)，相較于并購后的盈利能力預期，并購方管理層的主觀意愿對并購溢價的影響更大。Mueller和Sirower[41]研究發(fā)現(xiàn)，委托代理問題中管理層自大與并購溢價間存在顯著的正相關關系。因此，如果企業(yè)的代理沖突比較嚴重，則管理層可能會借助信息優(yōu)勢等來影響并購，其為追求私利不惜支付高溢價來促成并購，間接導致商譽減值風險增加。另外，經(jīng)濟政策不確定是不可分散的系統(tǒng)性風險，管理層可能會借機增加減值的計提以操縱盈余，并將其歸因于經(jīng)濟政策的影響，從而為以后年度盈余預留空間。本文選用代理成本衡量管理層代理沖突的程度，具體為管理費用與營業(yè)收入的比率（管理費用率），該指標值越大，則說明代理沖突越嚴重；然后按照管理費用率是否大于企業(yè)當年所在行業(yè)的均值，將樣本分為高代理沖突組和低代理沖突組。

分組回歸結果如表5 中第（5）列和第（6）列所示。由回歸結果可知，無論是在高代理沖突組還是在低代理沖突組，經(jīng)濟政策不確定性（epu）與商譽減值（gwloss）之間均存在顯著的正相關關系，但回歸系數(shù)的大小存在顯著差異：當管理層代理沖突比較嚴重時，回歸系數(shù)為0.2081；當管理層代理沖突比較小時，回歸系數(shù)為0.0679，兩組間回歸系數(shù)相差近3 倍。這說明在同樣的政策背景下，上市公司代理沖突越嚴重，商譽減值風險越大。

4. 產(chǎn)權性質。經(jīng)濟政策不確定是企業(yè)面臨的系統(tǒng)性風險，不同性質的企業(yè)受影響的程度可能有所不同。在我國，國有企業(yè)受到政府隱形保護、享有更多的政治優(yōu)待，同時也是國家實現(xiàn)經(jīng)濟政策的重要手段，比非國有企業(yè)的信息不對稱程度更低。因此，當經(jīng)濟政策不確定時，非國有企業(yè)可能會反應更大，表現(xiàn)得更加敏感。本文根據(jù)產(chǎn)權性質，將樣本分成國有企業(yè)組和非國有企業(yè)組。

分組回歸結果如表5 中第（7）列和第（8）列所示。由回歸結果可知，無論是國有企業(yè)還是非國有企業(yè)，在經(jīng)濟政策不確定的情況下，都會產(chǎn)生商譽減值風險。從經(jīng)濟政策不確定性（epu）與商譽減值（gwloss）的回歸系數(shù)的大小來看，非國有企業(yè)組中該系數(shù)略大，說明非國有企業(yè)商譽減值受經(jīng)濟政策不確定性的影響更大；國有企業(yè)組和非國有企業(yè)組中該系數(shù)相差較小，這說明對于不同產(chǎn)權性質的企業(yè)，商譽減值風險的差異較小，也從側面說明了經(jīng)濟政策不確定作為一種不可分散的系統(tǒng)性風險，對企業(yè)微觀行為的影響程度不會因產(chǎn)權性質不同而出現(xiàn)較大差異。

五、結論與啟示

當前全球經(jīng)濟下行壓力不斷積累，我國處于結構性調整的關鍵時期，政府需不斷調整經(jīng)濟政策以實現(xiàn)對經(jīng)濟發(fā)展的宏觀調控；同時，維護資本市場的健康穩(wěn)定發(fā)展、讓資本市場更好服務實體經(jīng)濟也是當務之急。關注經(jīng)濟政策不確定性對資本市場穩(wěn)定因素的影響具有現(xiàn)實意義，本文立足于我國特殊的政策情境，選取2009 ～2020年A股上市公司數(shù)據(jù)作為樣本，檢驗經(jīng)濟政策不確定性對企業(yè)商譽減值的影響。研究發(fā)現(xiàn)：第一，經(jīng)濟政策不確定性與商譽減值顯著正相關；第二，管理層盈余管理是重要的調節(jié)機制，能夠削弱經(jīng)濟政策不確定性對商譽減值的影響；第三，區(qū)分企業(yè)經(jīng)營風險、自由現(xiàn)金流不確定性、代理沖突、產(chǎn)權性質后發(fā)現(xiàn)，在經(jīng)濟政策不確定的情境下，若企業(yè)經(jīng)營風險較大、自由現(xiàn)金流不確定性較高、代理沖突較嚴重和產(chǎn)權性質為非國有，則企業(yè)面臨的商譽減值風險更大。

上述研究結果表明：經(jīng)濟政策不確定使得企業(yè)經(jīng)營環(huán)境變得不穩(wěn)定，影響了企業(yè)未來盈利能力，加劇了商譽減值風險；基于管理層代理理論和自利行為動機，如果經(jīng)濟政策不確定性較高，則管理層在計提商譽減值時更具有盈余管理動機；經(jīng)濟政策不確定對微觀企業(yè)的沖擊程度除與經(jīng)營因素有關之外，還與公司治理如代理沖突程度及產(chǎn)權性質有關。

受國際經(jīng)濟形勢和國內經(jīng)濟矛盾的雙重影響，經(jīng)濟政策成為政府經(jīng)濟運行和資源配置的重要調控手段，而企業(yè)是經(jīng)濟發(fā)展的主力和經(jīng)濟政策作用的主體。因此，研究如何促進經(jīng)濟發(fā)展和正確引導企業(yè)發(fā)展具有重要現(xiàn)實意義。對政策制定者而言：一是要充分考慮政策的影響，既要關注政策的連續(xù)性，也要關注政策的長期性；二是要建立有效的溝通、反饋和評估機制，及時了解企業(yè)訴求、掌握政策運行效果，切實保證運行效果。對監(jiān)管部門而言：一是要加大監(jiān)管力度，尤其是對商譽減值風險中管理者盈余管理的監(jiān)管，防范系統(tǒng)性金融風險；二是要加快制度機制建設，落實商譽管理責任。對會計準則制定部門而言，應規(guī)范商譽計量管理，提升會計信息質量，嚴格商譽初始確認、減值測試、信息披露等規(guī)范。對企業(yè)而言：一是要明確風險影響因素，增強自身競爭力，加強風險管理以提高抗風險能力；二是要完善公司治理，緩解代理沖突，制定約束和激勵機制，以規(guī)避管理層在商譽管理方面的不當行為，為商譽的“良性”價值反映提供一定程度的保證。