肖 明，楊晟毅

（北京科技大學(xué)經(jīng)濟管理學(xué)院，北京100083）

自1978年開始，我國經(jīng)過改革開放四十多年的發(fā)展已成為世界第二大經(jīng)濟體，這無疑是一個人類歷史上前所未有的經(jīng)濟奇跡。隨著經(jīng)濟的發(fā)展，并購重組作為資本市場優(yōu)化資源配置的重要方式，得到了較為廣泛的應(yīng)用。與此同時，全市場的商譽余額也在不斷攀升，在2016年我國全市場留存商譽余額就已超過1萬億元，巨額商譽余額引發(fā)了監(jiān)管部門以及學(xué)術(shù)界的關(guān)注。

我國上市公司一改以往規(guī)避商譽減值的態(tài)度，大量計提商譽減值，2018年有885家企業(yè)計提了商譽減值，超過了我國歷史上總商譽減值次數(shù)的三分之一。依據(jù)國內(nèi)外現(xiàn)行會計準則，上市公司每年僅通過進行商譽減值測試來判斷是否計提減值，并不對商譽進行攤銷處理，這使得商譽減值決策具有較高的自由裁量權(quán)，減值測試很大程度上依賴管理者的個人判斷。那么上市公司為何提高計提商譽減值的頻率，企業(yè)的減值決策又是由哪些因素所決定的？企業(yè)今后又應(yīng)該如何處理尚存的1.3萬億元的商譽賬面余額？在監(jiān)管方面這些都是重要的現(xiàn)實問題，在理論方面這些也是學(xué)術(shù)研究的重要任務(wù)。

1 問題背景

著名會計學(xué)家楊汝梅在其著作《無形資產(chǎn)論》中提出，商譽“價值之確認，必以增加企業(yè)之收益能力為前提”，并認為商譽應(yīng)該與特許經(jīng)營權(quán)、商標權(quán)、專利權(quán)等可辨認無形資產(chǎn)區(qū)分列報［1］。并購溢價作為企業(yè)真實發(fā)生的，意欲獲得未來超額收益的并購支出，各國會計準則都將并購交易成本與所得凈資產(chǎn)的賬面價值或公允價值的差額確認為商譽，計入資產(chǎn)。商譽有別于無形資產(chǎn)，自初始計量之后便有不可辨認的特性，對其的后續(xù)計量也成為了會計核算上的一個巨大挑戰(zhàn)。二十一世紀之前，各國會計準則普遍套用無形資產(chǎn)的規(guī)定來對商譽進行后續(xù)計量，也就是直線攤銷加資產(chǎn)減值測試，這雖然能體現(xiàn)外購商譽逐漸轉(zhuǎn)化為自創(chuàng)商譽并逐漸消失于賬面的過程，但由于商譽的壽命并不固定，機械的攤銷并不符合事實情況，所以美國財務(wù)會計準則委員會（FASB）、國際會計準則委員會（IASB）和我國財政部先后在2001年、2004年和2006年頒布了用每年至少進行一次減值測試的“單一減值測試法”取代原有的“攤銷加減值測試法”。“單一減值測試法”向企業(yè)賦予了充分的自由裁量權(quán)，企業(yè)決策者可以借此向投資者傳遞他們的私有信息，但高自由裁量權(quán)一定程度上也為企業(yè)利用信息差進行不平等信息傳遞提供了便利。

Beatty和Weber以市值和面值的差額小于商譽余額的176家美國上市公司為樣本，采用Probit模型估計，分析得出企業(yè)債務(wù)契約、股票價格與每股收益系數(shù)和管理者收入這三方面因素會促使企業(yè)運用自由裁量權(quán)規(guī)避商譽減值。此外，嚴格的監(jiān)管和較低的商譽報告彈性會對自由裁量權(quán)的運用產(chǎn)生抑制作用［2］。Ramanna和Watts通過多元回歸模型研究了美國124家有減值跡象上市公司的減值決策，證實企業(yè)管理者是否收到現(xiàn)金激勵與企業(yè)是否計提商譽減值負相關(guān)［3］。盧煜與曲曉輝對我國2007—2013年A股非金融上市公司的4 700個觀測數(shù)據(jù)進行研究，通過Tobit和Probit模型回歸，發(fā)現(xiàn)審計質(zhì)量與股權(quán)集中度對商譽減值的盈余管理動機有抑制的作用［4］。Glaum等對21個國家的上市公司數(shù)據(jù)通過Logit模型進行分析，進一步研究了監(jiān)管對商譽減值及時性的影響，并討論了財務(wù)杠桿和減值決策的關(guān)系［5］。

有關(guān)企業(yè)對商譽減值自由裁量權(quán)運用的實證研究，大多只重點關(guān)注計提資產(chǎn)減值向市場傳達負面信號，并沒有考慮到商譽減值可以消化商譽余額這一積極因素。已有研究認為企業(yè)一定程度上會利用減值測試的高自由裁量權(quán)來規(guī)避商譽減值，計提商譽減值是企業(yè)迫于監(jiān)管的無奈之舉，或是在出現(xiàn)極端績效時的盈余管理手段。本文結(jié)合已有研究以及我國上市公司商譽減值激增的實際情況，認為當(dāng)今大多數(shù)企業(yè)對商譽這一不可辨認的資產(chǎn)的態(tài)度是復(fù)雜的，并不是一味地規(guī)避減值。雖然商譽減值是負面消息，但計提商譽減值降低了商譽余額，降低了未來大額計提商譽減值的風(fēng)險，所以本文在研究設(shè)計時加入考慮商譽余額對股票價格的反向作用，從而進一步研究企業(yè)對商譽減值自由裁量權(quán)的運用。

2 研究設(shè)計

2.1 假設(shè)的提出

會計自由裁量權(quán)是指會計從業(yè)人員在會計準則授權(quán)范圍內(nèi)，依據(jù)職業(yè)判斷力自行權(quán)衡進行會計行為的權(quán)利［6］。根據(jù)信息不對稱理論，管理者會利用信息優(yōu)勢做出對企業(yè)或其個人有利的不平等信息傳遞，商譽減值的高自由裁量權(quán)給予企業(yè)選擇的機會，企業(yè)有可能通過行使自由裁量權(quán)并利用信息優(yōu)勢做出“趨利避害”的商譽減值決策。依據(jù)現(xiàn)行準則中有關(guān)減值測試的規(guī)定，如果企業(yè)包含商譽的資產(chǎn)組或資產(chǎn)組組合的賬面價值高于其可回收金額，應(yīng)當(dāng)確認商譽減值損失，可回收金額等于公允價值減去處置費用或采用預(yù)期未來現(xiàn)金流的現(xiàn)值來判定?？苫厥战痤~的確認，很大程度上取決于管理者的會計估計［7］，而不同的估計假設(shè)，不同可回收金額的確認方法，不同的增長率、毛利率、貼現(xiàn)率等諸多因素都會影響減值測試的結(jié)果，使得商譽有著較寬的“計價走廊”，所以減值決策很大程度上取決于企業(yè)管理者的判斷。經(jīng)營、盈利狀態(tài)好的企業(yè)更有可能計提商譽減值以達到降低商譽余額的目的，相反經(jīng)營、盈利狀態(tài)差的企業(yè)更有可能通過行使自由裁量權(quán)來規(guī)避商譽減值，圖1展示了研究的邏輯框架。

圖1 研究假設(shè)邏輯分析框架Fig.1 Framework of research hypothesis

商譽自初始確認后便有著不可辨認、不能獨立產(chǎn)生現(xiàn)金流、未來可能計提巨額減值的特性，如果企業(yè)賬面留有巨額商譽，自然就會產(chǎn)生巨額商譽減值的可能性，這種不確定性會對股票價格產(chǎn)生負面影響。楊威等［8］和Guler［9］都證實高額的商譽會導(dǎo)致股票價格崩盤，鄭海英等［10］也證明了并購商譽對企業(yè)長期績效有負面影響。核銷商譽最直接的方法就是計提商譽減值，然而計提商譽減值代表企業(yè)確認了相關(guān)資產(chǎn)收益能力下降，有證據(jù)表明計提商譽減值的市場反應(yīng)是負面的，需要超過半年的時間才能消化［11］。也有研究證明商譽減值行為僅在短期內(nèi)對企業(yè)產(chǎn)生負面影響，長期影響卻是積極的［12］，因為計提商譽減值的同時降低了商譽余額。

已有研究發(fā)現(xiàn)，沒有經(jīng)營壓力的企業(yè)披露信息更為積極［13］，保持盈利的企業(yè)比虧損企業(yè)更有可能及時公布其年度報告［14］，說明經(jīng)營、盈利狀態(tài)與報表披露的及時性有關(guān)。遵循這一思路，本文將經(jīng)營、盈利狀態(tài)與商譽減值自由裁量權(quán)運用相關(guān)聯(lián)。經(jīng)營、盈利狀態(tài)好的企業(yè)，從經(jīng)濟學(xué)邏輯來看更有可能維持未來現(xiàn)金流量，商譽減值的可能性也相對較低，但從美化報表的角度來講，經(jīng)營、盈利狀態(tài)好的企業(yè)計提商譽減值產(chǎn)生的市場反應(yīng)較小，對企業(yè)來講更適合消化商譽余額。如果事實證明經(jīng)營、盈利狀態(tài)好的企業(yè)計提商譽減值的幾率反而高，表明企業(yè)在減值決策時運用了自由裁量權(quán)，以計提商譽減值來達到消化商譽余額的目的，反之如果近期經(jīng)營波動較大或有過虧損的企業(yè)計提商譽減值的幾率低，證明企業(yè)運用自由裁量權(quán)規(guī)避了商譽減值。基于此，本文提出研究假設(shè)H1。

H1：經(jīng)營穩(wěn)定、長期盈利的企業(yè)計提商譽減值的可能性高，經(jīng)營波動或近5年有過虧損的企業(yè)計提商譽減值的可能性低。

商譽余額越高對企業(yè)產(chǎn)生的負面影響越大［8］。商譽余額難以體現(xiàn)其賺取超額收益的經(jīng)濟學(xué)含義，對于企業(yè)來講是一種“負擔(dān)”，高商譽余額企業(yè)更有可能通過行使自由裁量權(quán)來實現(xiàn)有利于企業(yè)自身的減值決策。高商譽余額企業(yè)計提商譽減值的金額相對較大，企業(yè)運用自由裁量權(quán)操控減值決策所產(chǎn)生的市場反應(yīng)也較為明顯，此時企業(yè)會依據(jù)近期的經(jīng)營、盈利狀態(tài)做出相應(yīng)的減值決策。與之相反，低商譽余額企業(yè)計提商譽減值的金額相對較低，企業(yè)運用自由裁量權(quán)進行減值決策產(chǎn)生的市場反應(yīng)也相對較小，所以經(jīng)營、盈利狀態(tài)對低商譽企業(yè)減值決策的影響也并不明顯?；诖耍疚奶岢鲅芯考僭O(shè)H2。

H2：商譽余額高時，企業(yè)的商譽減值決策與企業(yè)經(jīng)營、盈利狀態(tài)的相關(guān)度較高。

產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的不同使得企業(yè)間對商譽減值自由裁量權(quán)的運用有所差異。已有文獻證明商譽減值對非國有企業(yè)的影響更為明顯［15］。當(dāng)國有企業(yè)包含商譽的資產(chǎn)組或資產(chǎn)組組合的收益能力發(fā)生變動時，政府有能力也有意圖去平滑相關(guān)損失，一定程度上降低了商譽減值的負面影響，所以相較于國有企業(yè)，非國有企業(yè)更有可能運用自由裁量權(quán)操控商譽減值決策?；诖?，本文提出研究假設(shè)H3。

H3：非國有企業(yè)的商譽減值決策與企業(yè)經(jīng)營、盈利狀態(tài)的相關(guān)度較高。

已有學(xué)者發(fā)現(xiàn)，在有關(guān)商譽減值的會計準則變更初期，企業(yè)并沒有一個明確的減值策略［16］。在準則變更初期，企業(yè)和資本市場還處于對“單一減值測試法”的適應(yīng)階段，影響減值決策的因素較為不確定。隨著時間的推移，上市公司的商譽減值決策逐漸形成穩(wěn)定的模式，高商譽余額問題也逐步受到關(guān)注，自2013到2018年，證監(jiān)會連續(xù)在其頒布的《上市公司年報會計監(jiān)管報告》中提出有關(guān)企業(yè)商譽的問題。所以，這6年企業(yè)運用商譽減值自由裁量權(quán)操控減值決策的現(xiàn)象也更為明顯，企業(yè)更有可能依據(jù)其經(jīng)營、盈利狀態(tài)來選擇是否計提商譽減值?；诖?，本文提出研究假設(shè)H4。

H4：與準則變更后的前6年相比，后6年企業(yè)的商譽減值決策與企業(yè)經(jīng)營、盈利狀態(tài)的相關(guān)度較高。

2.2 樣本選擇及數(shù)據(jù)來源

本文以萬得數(shù)據(jù)庫中全部主板、中小板和創(chuàng)業(yè)板的上市公司為數(shù)據(jù)采集對象，時間范圍為2007年—2018年，得到13 711個商譽或商譽減值不為0的企業(yè)年度觀測數(shù)據(jù)，構(gòu)成初始研究樣本。由于個別變量需要用到前6年的歷史數(shù)據(jù)，因此下載了相關(guān)企業(yè)從2001年至2018年連續(xù)18年的年度合并報表數(shù)據(jù)、企業(yè)股票價格相關(guān)數(shù)據(jù)，行業(yè)和以行業(yè)劃分的主營業(yè)務(wù)構(gòu)成數(shù)據(jù)。為控制極端值的影響，對所有連續(xù)變量在1%的水平上進行縮尾處理。采用Stata 15軟件進行數(shù)據(jù)分析。

2.3 變量及模型設(shè)定

為了研究企業(yè)對商譽減值自由裁量權(quán)的運用，同時考慮到個體效應(yīng)和時間效應(yīng)，構(gòu)建方程如下：

式中：i和t表示企業(yè)和年度；M表示減值決策；O表示企業(yè)經(jīng)營狀態(tài)；I表示企業(yè)盈利狀態(tài)；X是一組控制變量；ui表示個體效應(yīng)；υt表示時間效應(yīng)；εi，t表示隨機擾動項。采用雙向固定效應(yīng)Logit模型進行估計，并使用自助標準誤Bootstrap，迭代次數(shù)50。

本文將因變量設(shè)置成企業(yè)當(dāng)年是否計提商譽減值的二元虛擬變量（IMP）。自變量是企業(yè)經(jīng)營、盈利狀態(tài)的代理變量。經(jīng)營活動的現(xiàn)金流入最能體現(xiàn)一個企業(yè)的經(jīng)營狀態(tài)［17］，以企業(yè)包含當(dāng)年的近3年經(jīng)營活動現(xiàn)金流入的標準差，并對其做標準化處理，作為經(jīng)營狀態(tài)的代理變量（OCF）。以企業(yè)是否超過5年凈利潤為正（INI）作為企業(yè)盈利狀態(tài)的代理變量。如果經(jīng)營波動率較低，代表企業(yè)經(jīng)營狀態(tài)好，如果企業(yè)連續(xù)盈利超過5年，代表企業(yè)盈利狀態(tài)好。預(yù)計經(jīng)營、盈利狀態(tài)越好的企業(yè)計提商譽減值的可能性越高。

控制變量參考已有的國內(nèi)外相關(guān)文獻［2，5，18］，并依據(jù)研究問題和市場特點進行了調(diào)整。模型中添加的控制變量分為兩類，第一類是超額績效變量，反映商譽的經(jīng)濟學(xué)含義，包括會計超額績效和市場超額績效。借鑒已有研究［19］，選取資產(chǎn)凈利率代表會計績效，以超出當(dāng)年行業(yè)平均水平的差值作為會計超額績效指標（AROA），再選取企業(yè)當(dāng)年末托賓Q值高于所屬行業(yè)當(dāng)年年末平均托賓Q值的數(shù)值作為市場超額績效指標（ATQ）。預(yù)計是否計提商譽減值與企業(yè)的超額績效負相關(guān)。第二類為有關(guān)減值決策的其他控制變量，包括企業(yè)當(dāng)年是否由四大會計師事務(wù)所進行審計（BIG4），機構(gòu)持股比例（INSTI），主營業(yè)務(wù)集中度（HHI），減值前商譽余額占總資產(chǎn)比例（GWTA），企業(yè)最近3個會計年度是否計提過商譽減值（YIMP），企業(yè)規(guī)模（LNSIZE），財務(wù)杠桿（LEV），股票價格波動率（RISK），董事長連續(xù)任職年數(shù)（TENURE），董事長和總經(jīng)理是否二職合一（DUAL）以及年份（YEAR）。來研究企業(yè)對商譽減值自由裁量權(quán)的運用。

3 實證結(jié)果及分析

3.1 描述性統(tǒng)計

從表1給出的變量描述性統(tǒng)計可以看出，我國上市公司2007—2018年間計提了商譽減值的數(shù)據(jù)占全部樣本的19.3%，經(jīng)營波動率的均值為24.6%，69.3%的觀測數(shù)據(jù)連續(xù)盈利超過5年，平均而言有商譽企業(yè)的商譽余額占總資產(chǎn)的5%。通過計算各個變量之間的方差膨脹因子，可以排除嚴重多重共線性問題。

表1 所有變量的描述性統(tǒng)計Tab.1 Descriptive statistics of all variables

3.2 回歸結(jié)果分析

（1）表2報告了驗證商譽減值決定因素的Logit回歸結(jié)果。以全樣本估計方程，得到減值決策模型1，其中企業(yè)是否計提商譽減值與OCF在1%的統(tǒng)計顯著水平下負相關(guān)。邏輯回歸所擬合的，是因變量和一組自變量之間的非線性關(guān)系，系數(shù)會隨著自變量的取值而變化，所以本文通過匯報優(yōu)勢比（Odds）來統(tǒng)一解釋邊際效應(yīng)。在其他條件相同的情況下，OCF每增加1個單位，企業(yè)計提商譽減值的優(yōu)勢比只有之前優(yōu)勢比的46.6%。表3具體舉例了在特定Odds下自變量對減值概率的影響，對Odds等于1的企業(yè)，也就是原本有50%可能性計提減值的企業(yè)，OCF每增長1個單位，企業(yè)減值的可能性下降18.21%。證明經(jīng)營波動率越大，企業(yè)計提商譽減值的可能性越小，而經(jīng)營波動率越小，即企業(yè)的經(jīng)營狀態(tài)好，則企業(yè)計提商譽減值的幾率越大。根據(jù)經(jīng)濟學(xué)邏輯推斷，經(jīng)營波動率與企業(yè)收益能力負相關(guān)，但回歸結(jié)果顯示經(jīng)營狀態(tài)好的企業(yè)事實上更有可能計提商譽減值，說明企業(yè)在進行減值測試時，決策者會考慮企業(yè)當(dāng)前的經(jīng)營狀態(tài)，并運用商譽減值的自由裁量權(quán)做出了“趨利避害”的減值決策。經(jīng)營狀態(tài)差的企業(yè)一定程度上規(guī)避了商譽減值，而經(jīng)營狀態(tài)好的企業(yè)更有可能計提減值，以達到消化商譽余額的目的。

表2 邏輯回歸估計結(jié)果Tab.2 Logit regression results

表3 經(jīng)營波動率變化對計提商譽減值概率的影響Tab.3 The change of goodwill impairment incidence by variable OCF

企業(yè)是否計提商譽減值與INI在1%的統(tǒng)計水平上顯著正相關(guān)，連續(xù)盈利超過5年的企業(yè)計提商譽減值的優(yōu)勢比是近5年虧損過企業(yè)的1.586倍，證明長期盈利的企業(yè)更有可能計提商譽減值。從表4可以看出，在其他條件相同的情況下，對于原本Odds為1的企業(yè)，當(dāng)INI從0變?yōu)?時，計提商譽減值的概率提高了11.33%。顯示企業(yè)在進行減值測試時，決策者會考慮企業(yè)的盈利狀態(tài)，并在一定程度上運用了自由裁量權(quán)進行了減值決策。盈利狀態(tài)差的企業(yè)可能規(guī)避商譽減值，盈利狀態(tài)好的企業(yè)更有可能計提減值。

表4 是否長期盈利對企業(yè)計提商譽減值概率的影響Tab.4 The change of goodwill impairment incidence by variable INI

綜合以上回歸結(jié)果得出，假設(shè)H1部分通過檢驗，企業(yè)進行減值決策時會考慮近期的經(jīng)營、盈利狀態(tài)，經(jīng)營穩(wěn)定、長期盈利的企業(yè)計提商譽減值的幾率更高，經(jīng)營波動或近5年有過虧損的企業(yè)計提商譽減值的可能性較低。

（2）為考察商譽余額對自由裁量權(quán)運用的影響，本文以全樣本商譽占總資產(chǎn)比例的中位數(shù)作為分界點，把樣本分為商譽占比小于中位數(shù)和商譽占比大于中位數(shù)的兩個子樣本，分別估計方程，得到模型2，即低商譽企業(yè)減值決策模型，和模型3，即高商譽企業(yè)減值決策模型。在低商譽模型里，企業(yè)是否計提商譽減值與經(jīng)營、盈利狀態(tài)變量OCF和INI并不相關(guān)，是否計提商譽減值與AROA在1%的統(tǒng)計顯著性水平下負相關(guān)。模型3的回歸結(jié)果顯示，對于高商譽余額子樣本，OCF和INI與企業(yè)是否計提商譽減值分別在5%和1%的統(tǒng)計顯著水平下相關(guān)，INI的經(jīng)濟顯著性相較全樣本模型1的結(jié)果有所提升，近5個會計年度連續(xù)盈利的企業(yè)計提商譽減值的優(yōu)勢比是有過虧損企業(yè)的1.918倍，此外，企業(yè)是否計提商譽減值與AROA在1%的統(tǒng)計顯著水平下負相關(guān)。說明高商譽余額企業(yè)更有可能依據(jù)企業(yè)盈利狀態(tài)，并運用自由裁量權(quán)進行有目的減值決策，而低商譽余額企業(yè)依據(jù)經(jīng)營、盈利狀態(tài)運用自由裁量權(quán)的可能性較低，這可能是由于低商譽企業(yè)運用自由裁量權(quán)的市場反應(yīng)較小，企業(yè)操控減值決策的動機不足所導(dǎo)致?；貧w結(jié)果支持研究假設(shè)H2，經(jīng)營、盈利狀態(tài)與高商譽余額企業(yè)運用自由裁量權(quán)的相關(guān)度較高。

（3）為了考察產(chǎn)權(quán)性質(zhì)不同的企業(yè)對商譽減值自由裁量權(quán)的運用的差異，本文把全樣本劃分為國有企業(yè)和非國有企業(yè)兩個子樣本，分別估計方程，得到國有企業(yè)商譽減值決策模型4，和非國有企業(yè)商譽減值決策模型5。在國有企業(yè)子樣本中，企業(yè)是否計提商譽減值與AROA在5%統(tǒng)計顯著水平下負相關(guān)，減值決策與有關(guān)自由裁量權(quán)運用的變量并不相關(guān)。在非國有企業(yè)子樣本中，企業(yè)是否計提商譽減值與OCF和INI均在1%的統(tǒng)計顯著水平下相關(guān)，特別是INI，近5個會計年度連續(xù)盈利的企業(yè)計提商譽減值的優(yōu)勢比是有過虧損企業(yè)的2.091倍。此外，非國有企業(yè)的減值決策與AROA在1%的統(tǒng)計顯著性水平下負相關(guān)。對比模型4與模型5的回歸結(jié)果得出，非國有企業(yè)的商譽減值決策與企業(yè)經(jīng)營、盈利狀態(tài)的相關(guān)度更高，結(jié)果支持假設(shè)H3。

（4）為考察企業(yè)對自由裁量權(quán)的運用隨時間演進的情況，本文把全樣本劃分為實施《企業(yè)會計準則第8號——資產(chǎn)減值》后的前6年（2007年—2012年）和后6年（2013年—2018年）兩個子樣本，分別估計方程，得到準則實施前期商譽減值決策模型，即模型6，和準則實施后期的商譽減值決策模型，即模型7。在準則變更前期子樣本中，企業(yè)是否計提商譽減值與AROA在5%統(tǒng)計顯著水平下負相關(guān)，與有關(guān)自由裁量權(quán)運用的變量并不相關(guān)。在實施新準則的后期樣本中，企業(yè)是否計提商譽減值與OCF和INI分別在5%和1%的統(tǒng)計顯著水平下相關(guān)。此外，代表商譽經(jīng)濟學(xué)含義的會計超額績效變量AROA和市場超額績效變量ATQ與企業(yè)是否計提減值分別在1%和5%的統(tǒng)計顯著性水平下負相關(guān)。結(jié)果表明在實施國際趨同準則前期，企業(yè)并沒有一個明確的減值策略或減值模式，隨著時間的推移，企業(yè)對自由裁量權(quán)的運用已逐漸成熟，企業(yè)更有可能在經(jīng)營、盈利狀態(tài)好時積極計提商譽減值，而在經(jīng)營、盈利狀態(tài)差時規(guī)避商譽減值?；貧w結(jié)果支持研究假設(shè)H4，與準則變更后的前6年相比，后6年企業(yè)的商譽減值決策與企業(yè)經(jīng)營、盈利狀態(tài)的相關(guān)度較高。值得注意的是，后6年我國上市公司的商譽減值信息質(zhì)量有所提升，比準則變更初期更能反映相關(guān)資產(chǎn)組或資產(chǎn)組組合賺取超額收益能力的變動。

3.3 穩(wěn)健性檢驗

為分析所得結(jié)論的穩(wěn)健性，本文對全樣本商譽減值決策模型（模型1），進行了改變估計方法以及變量替換等穩(wěn)健性檢驗。針對二值因變量，參照已有研究，Logit模型估計常用的替代方法有Probit模型和線性概率模型，所以本文首先以控制隨機效應(yīng)的Probit模型方法和校正自選擇偏誤的Heckman兩階段線性概率模型進行估計。估計結(jié)果與前述結(jié)果基本保持一致，經(jīng)營、盈利狀態(tài)好的企業(yè)計提商譽減值的可能性較高。然后，本文改變了因變量的計量方法，將是否計提商譽減值的二值選擇變量替換為減值金額占減值前商譽余額的比例，并依據(jù)其數(shù)據(jù)特征采用Tobit模型估計方法進行估計。Tobit模型估計結(jié)果中，經(jīng)營波動率OCF與企業(yè)是否計提減值負相關(guān)，與前述結(jié)果一致，證明在其他條件不變的情況下，經(jīng)營波動的企業(yè)計提商譽減值的幾率低而且減值金額占商譽余額的比例也較低，但INI與計提減值比例并不相關(guān)，這可能是由于虧損企業(yè)的“洗大澡”動機使得減值金額較大，而美化報表動機使得企業(yè)減值金額較小，二者相互抵消，導(dǎo)致INI與計提減值比例的相關(guān)性不顯著。針對遺漏變量產(chǎn)生的內(nèi)生性問題，本文已將有可能混淆自變量與因變量因果作用的相關(guān)因素加以控制，一定程度上緩解了可能存在的內(nèi)生性問題。結(jié)合上述分析，本文的研究結(jié)論具有較高的穩(wěn)健性。

4 結(jié)論與建議

本文以我國全市場上市公司2007—2018年中有商譽的企業(yè)年度觀測數(shù)據(jù)為樣本，通過采用雙向固定效應(yīng)Logit模型對商譽減值的影響因素進行估計，研究企業(yè)對商譽減值自由裁量權(quán)的運用。通過實證，本文首次發(fā)現(xiàn)，經(jīng)營穩(wěn)定、長期盈利的企業(yè)計提商譽減值的可能性更高，經(jīng)營波動或近5年有過虧損的企業(yè)計提商譽減值的可能性較低，證明企業(yè)在進行減值決策時運用了自由裁量權(quán)，企業(yè)依據(jù)其當(dāng)前的經(jīng)營、盈利狀態(tài)選擇是否計提商譽減值。通過子樣本分析發(fā)現(xiàn)，平均而言，盈利狀態(tài)因素在高商譽余額樣本和非國有企業(yè)樣本中對減值決策的影響更為顯著；在實施《企業(yè)會計準則第8號——資產(chǎn)減值》的12年時間里，與前6年相比，后6年的減值決策呈現(xiàn)較為確定的模式，是否計提商譽減值與經(jīng)營、盈利狀態(tài)變量顯著相關(guān)，同時商譽減值信息的相關(guān)性有所提升，是否計提減值與反映商譽內(nèi)涵的會計超額績效變量和市場超額績效變量都呈現(xiàn)負相關(guān)關(guān)系。研究結(jié)果表明，隨著會計準則與國際趨同的不斷推進以及商譽余額的累計，上市公司對商譽的后續(xù)處理通過積累經(jīng)驗已逐步走向成熟，減值決策的信息質(zhì)量有所提高，但一定程度上，企業(yè)通過行使自由裁量權(quán)做了對其有利的減值決策。

總結(jié)本文的學(xué)術(shù)貢獻和現(xiàn)實意義：社會各界就是否對商譽重新進行攤銷處理的問題進行了激烈討論，我國并購市場蓬勃發(fā)展，是商譽減值自由裁量權(quán)運用研究的理想實驗環(huán)境。本文通過研究，從商譽減值降低商譽余額的角度解釋了我國企業(yè)大規(guī)模計提商譽減值的行為動機，并首次證實了企業(yè)經(jīng)營、盈利狀態(tài)與商譽減值自由裁量權(quán)運用的關(guān)系，豐富和發(fā)展了信息不對稱理論在會計領(lǐng)域的應(yīng)用。同時，本文試圖揭示上市公司在商譽后續(xù)計量中可能存在的不當(dāng)行為，從而提醒企業(yè)利益相關(guān)者以及監(jiān)管部門重視，也為準則制定提供思路。具體而言，投資者以及監(jiān)管部門應(yīng)該特別關(guān)注經(jīng)營較為波動或近期有過虧損的企業(yè)；企業(yè)決策者進行減值測試時要避免主觀意愿對測試結(jié)果的影響，進而提高商譽減值的會計信息質(zhì)量；關(guān)于會計準則，直線攤銷與商譽壽命不確定的現(xiàn)實情況相悖，商譽的后續(xù)計量也不應(yīng)再回到攤銷，建議進一步細化商譽減值測試的相關(guān)流程與信息披露，以促進并購市場的健康發(fā)展。

作者貢獻說明：

肖明：研究思路構(gòu)思、方法設(shè)計、初稿的審閱和修改、實踐結(jié)果可視化、監(jiān)督和領(lǐng)導(dǎo)；

楊晟毅：研究思路構(gòu)思、方法設(shè)計、數(shù)據(jù)收集、數(shù)據(jù)整理、初稿撰寫。