王 雪，杨志国，2（博士生导师）
一、引言
近年来，“商誉减值”成了财报高频词。根据Wind 数据统计资料，A 股上市公司计提的减值损失占净利润的比重自2010 年开始连年上涨，直至2018 年达到峰值，约为4.48%，2019 年和2020 年虽然有所下降，但依然保持在3%以上；计提的减值损失占平均商誉的比重也呈上涨趋势，2018 ～2020年减值损失平均计提比例为10%，远高于以往年度。以上数据说明，上市公司面临严重的商誉减值问题，截至2020 年12 月31 日，A 股上市公司商誉总额约为1.18万亿元，一旦上市公司集中计提商誉减值，不仅会冲击正常的市场秩序，还可能引发系统性金融风险。因此，无论是上市公司、监管部门还是投资者，都高度关注商誉减值的影响因素。
引发商誉减值的因素是多种多样的，已有研究主要集中在公司经营、委托代理等微观角度，少有从宏观政策角度开展的研究。随着经济全球化遭遇逆流、世界政治经济动荡变革以及疫情时有反复等外部因素的不断冲击，部分企业经营面临较大的不确定性，为维持经济社会稳定和可持续发展，政府不断调整经济政策。经济政策在稳定经济运行、优化资源配置和实现产业结构优化升级等方面发挥着重要作用，但同时频繁变动的经济政策也会影响市场经营环境的稳定，企业作为市场经济主体，其经营和行为决策必定受到影响。商誉减值与企业经营状况密切相关，也是企业的重要会计决策。那幺，经济政策不确定性是否会影响企业商誉减值呢？
从时间变动趋势来看，商誉总额大规模上涨和商誉减值大规模计提的这几年，也是我国经济政策频繁变动的几年。从现有研究成果来看，经济政策不确定性会影响投资[1]、商业信用供给[2]、现金持有[3]、盈余管理[4]等，也可能影响商誉减值。从理论上来看，经济政策不确定性提高导致公司外部经营环境发生变化，加大了公司经营不确定性，公司未来盈利水平和现金流不确定性也随之提升[3]；一旦公司盈利水平受到影响，商誉减值风险也将随之增加。因此，本文选取2009 ～2020年我国A股上市公司数据为样本，实证检验了经济政策不确定性对企业商誉减值的影响。
本文可能的贡献在于：第一，从宏观视角丰富了商誉减值影响因素的相关研究，也证实了经济政策不确定性的影响具有企业情境差异性，有利于推动企业关注宏观经济政策的影响以及加强风险管理。第二，揭示了盈余管理在经济政策不确定性与商誉减值间发挥重要调节作用，这对监管部门制定监管对策、防范系统性金融风险和维护资本市场健康稳定具有一定的启示意义。第三，拓展了宏观经济政策与微观企业财务决策在中国制度背景下的研究成果，为经济转型时期正确处理政企关系提供了经验证据。
二、文献回顾、理论分析与假设提出
（一）文献回顾
1. 商誉减值的影响因素。《企业会计准则第8号——资产减值》中规定：企业合并所形成的商誉，至少应当在每年年度终了进行减值测试。商誉减值是企业可收回金额低于账面价值时确认的减值损失，与企业自身经营效率密切相关。Godfrey 和Koh[5]研究发现，公司投资机会与商誉减值规模负相关；Abu Ghazaleh等[6]研究发现，市账比、资产收益率和现金流增幅等公司层面经济因素与商誉减值显着负相关；但王秀丽[7]以我国上市公司数据为样本的研究中并未发现这些经济因素与商誉减值之间存在显着关系，即商誉未及时反映经济价值的变化，这可能与商誉减值测试的特殊性有关。在实务中，计提商誉减值需要管理层进行大量判断，不可避免地受到管理层动机、特征等的影响，已有研究发现：管理层出于报酬、声誉考虑，将不计提或少计提商誉减值[8，9]；管理层权力越大、能力越强，计提商誉减值的可能性和比例越低[10，11]；而管理层越自信、越偏好风险，企业越可能产生商誉减值风险[12，13]。除此之外，陆正华等[14]、卢煜和曲晓辉[15]也发现，管理层在商誉减值过程中具有明显的盈余管理动机，主要用于平滑盈余或“洗大澡”。
2. 经济政策不确定性对微观企业的影响。经济政策从制定之初到出台再到实施，整个过程充满诸多不确定性，经济活动参与主体无法准确预测可能会实施哪种政策、如何实施以及实施后会带来哪些改变等[1]。尤其是当前受新冠疫情的影响，经济全球化遭遇逆流，产业链和供应链受到干扰，不稳定、不确定因素明显增加，显着加剧了经济政策的不确定性。企业作为市场经济参与主体，必然受宏观经济政策的影响。褚剑等[16]发现，经济政策不确定性能够显着影响微观企业行为和财务决策。现有研究成果表明，经济政策会影响企业现金流入，而企业的现金持有水平直接关系到资产的配置和风险管理，出于流动性和预防性动机的考虑，在经济政策不确定性较高时，企业会保留更多的现金或现金资产[17]。经济政策不确定加剧了企业面临需求的不确定性，一方面，为提高风险抵御能力，企业会减少约束性资源的投入，提高成本弹性[18]；另一方面，需求的不确定导致未来盈利不确定性增加，抑制企业投资支出[1]。企业创新也是一种投资体现，其研发过程耗时长、结果不确定性高，且失败风险较大[19，20]，经济政策不确定会阻碍企业的创新活动[21]。并购是企业重要的投资活动之一，有一种观点认为，在经济政策不确定性较高时，企业可能会借助并购来进行风险管理，经济政策不确定在一定程度上激励了企业并购[22，23]，经济政策不确定对企业并购的规模也具有促进作用[24]。但另一种观点认为，经济政策不确定会导致企业所处的市场经营环境发生改变，抑制并购活动的发生，使得企业推迟并购决策[25]。
综合以上分析可知，经济政策作为外部环境的重要组成部分，从不同角度影响着企业的行为决策，如投资决策、融资决策、创新决策等。鉴于经济政策影响的全面性和系统性，商誉减值的计提作为企业重要的会计决策和资本市场上的重要问题，同样也将受到经济政策的影响，而现有商誉减值影响因素的研究成果中少有从宏观政策角度进行的分析。因此，本文将重点研究经济政策不确定性对企业商誉减值的影响，并结合商誉减值测试的自由裁量权特点，考察盈余管理程度对二者关系的影响；同时，进一步区分经营风险、自由现金流不确定性、管理层代理冲突、产权性质以进行差异化检验，扩展和丰富经济政策不确定性与商誉减值之间关系的研究，为企业商誉减值风险管理提供方向指导。
（二）理论分析与假设提出
经济政策是我国政府进行宏观调控的重要手段，也是关系到企业生存发展的重要外部环境要素。近几年我国频繁出台各种经济政策，企业作为我国经济转型时期社会经济发展的重要推动力量，必然受到影响。经济政策不确定性改变了企业经营的外部环境，一定程度上影响了企业的运营和财务决策[26，16]。2018年11月，证监会发布《会计监管风险提示第8 号——商誉减值》，其中详细列示了经营不及预期、宏观经济波动、行业政策变化、客观环境变化等七大特定的商誉减值迹象。宏观经济波动和行业环境变化是经济政策不确定的体现，那幺经济政策不确定性如何影响企业商誉减值呢？
从本质上讲，并购后业绩不及预期是商誉发生减值的主要原因。经济政策不确定负面冲击了企业经营业绩，进而导致商誉减值。首先，经济政策不确定提高了并购后的整合难度，进而提高了发生商誉减值的可能性。企业并购后面临资源的重新配置，且内外部条件发生变化，需要与外部环境保持动态平衡。Pastor 和Veronesi[26]认为经济政策不确定改变了企业经营的外部环境，从而影响了企业与供应商、顾客、竞争对手的关系，在一定程度上导致并购后的整合难度加大，整合失败的概率提高，进而提高了商誉减值风险。其次，经济政策不确定增加了企业经营的波动性，加大了业绩下滑风险，从而加剧了商誉减值风险。不确定的经济政策可能导致行业产能、相关产业政策、产品与服务市场状况或竞争程度发生不利变化，偏离企业预先设定的经营战略，此时企业需要不断调整经营目标，这将导致企业经营业绩出现大幅波动[27]，企业未来盈利的不确定性提高[28]，从而加剧商誉减值风险。最后，经济政策不确定提高了信息不对称程度，加大了经营风险，进而引发商誉减值。在经济政策不确定的情境下，管理层难以正确把握未来经济形势，运营和决策的难度加大，导致企业的经营风险提高，可能使企业陷入财务困境甚至破产，商誉价值下降，企业不得不计提商誉减值[1]。
综上所述，对于企业而言，经济政策不确定是一种不可分散风险，可能直接或间接地加大企业的商誉减值风险。由此，本文提出如下假设：
假设1：经济政策不确定性与商誉减值显着正相关。
然而，实务中的商誉减值除受“经济动因论”影响外，还有“代理问题论”，尤其是管理层在商誉减值计提过程中具有较大的自由裁量权，表现出较强的盈余管理动机。Elliott 和Hanna[29]的研究证明，上市公司的资产减值，包括商誉减值，一方面反映了其经济实质，另一方面也体现了管理操纵。
首先，商誉减值是一种不利信号，负面影响管理层的薪酬、声誉或职业发展，这为管理层不计提或少计提商誉减值提供了动机。从经济内涵来看，商誉减值的计提意味着企业净利润减少、预期现金流入量减少[30]。从信号传递来看，计提商誉减值传递出并购商誉的初始确认可能存在问题的信号（如管理层过度自信或是并购时追求私利，导致高溢价并购等）。Ramanna 和Watts[8]研究认为，计提商誉减值表明CEO 主导的并购活动可能是失败的，这将影响管理层声誉，不利于其职业发展；Darrough等[31]基于美国上市公司的数据，研究认为当上市公司确认商誉减值损失时，CEO 的整体薪酬会显着减少等，这在一定程度上为管理层减少商誉减值的计提提供了动机。
其次，商誉减值将引发一系列严重的经济后果，影响到管理层的私有收益，这为管理层不计提或少计提商誉减值提供了动力。已有研究表明，商誉减值不仅会增加企业的融资成本、损害企业绩效[32]，还会影响投资者在资本市场上的选择，导致股票价格下跌甚至崩盘[33]。当前，大多数上市公司中管理层的薪酬不仅受企业会计盈余的影响，还与股票价格直接相关，商誉减值的确认不仅会导致会计盈余减少，还会引发股价下跌。因此，为获取私有利益，管理层有动力减少商誉减值的计提。
最后，商誉减值测试具有复杂性和不可核实性，便于管理层进行盈余操纵，这为管理层不计提或少计提商誉减值提供了机会。商誉减值测试流程复杂，需要大量的判断，具有很强的主观性和较大的操作空间，并且有研究表明，商誉减值是一种主要的盈余管理手段，这给管理层减少商誉减值的计提提供了机会。
综上所述，从决策角度来讲，在动机、动力和机会的驱使下，管理者可能会借助商誉减值的自由裁量空间，利用盈余管理来操纵商誉减值。当经济政策不确定性较高时，为缓解经济政策带来的负向冲击以及规避减值后可能引发的一系列经济后果，管理层在风险对冲、风险隐藏以及自利动机的推动下，可能会“趋利避害”，借助盈余管理手段减少商誉减值的计提。由此，本文提出如下假设：
假设2：盈余管理会弱化经济政策不确定性与商誉减值之间的关系。
三、研究设计
（一）样本选择与数据来源
本文选取2009 ～2020年沪深两市A股上市公司的数据作为初始研究样本，并对数据做以下处理：剔除金融、房地产行业上市公司；剔除ST 及*ST 类样本数据；删除商誉期初金额为0 的样本；剔除数据缺失、异常的样本。为避免极端值对回归结果的干扰，文中对所有连续变量均进行了上下1%分位的Winsorize 处理。样本公司的各变量数据主要来自CSMAR数据库，月度经济政策不确定性指数来自https：//economicpolicyuncertaintyinchina.weebly.com/。
（二）变量定义
1. 被解释变量：商誉减值（gwloss）。借鉴以往学者的研究，选用商誉减值规模来衡量商誉减值，具体为商誉减值准备金额除以公司总资产。
2.解释变量：经济政策不确定性（epu）。Huang和Luk[34]采用Baker 等[35]的政策不确定性测算方法，选取《北京青年报》《新京报》《人民日报（海外版）》《广州日报》《南方都市报》《羊城晚报》《文汇报》《上海早报》等10 家国内权威媒体作为数据来源，构建了月度经济政策不确定性指数。本文在此方法的基础上，采用年度内12 个月的月度经济政策不确定性指数的算术平均值（除以100）来衡量该年的经济政策不确定性。
3. 调节变量：盈余管理（trem）。本文选取操纵性应计利润的绝对值（|TREM|）来衡量盈余管理程度。参考Dechow等[36]、Sugata[37]的做法，盈余管理的计算公式如下：
其中，CFO、REV、A、PROD、DISEXP 分别代表经营现金净流量、营业收入、资产总额、生产成本、操控性费用，i 代表企业，t 代表年份，ε为残差项。其中：企业生产成本（PROD）等于企业本期营业成本和存货变动之和；企业操控性费用（DISEXP）等于企业的销售费用和管理费用之和。先依据公式（1）～公式（3），通过分行业、分年度回归，获得各公式的回归残差，即为各指标异常值，分别对应异常经营活动现金流（A_CFO）、异常生产成本（A_PROD）、异常操控性费用（A_DISEXP）。然后，根据公式（4）计算操纵性应计利润（TREM），其绝对值为本文的盈余管理（trem）变量，该绝对值越大，说明盈余管理程度越高，反之则越低。
4. 控制变量。本文在参考以往学者研究成果的基础上，引入其他可能影响商誉减值的控制变量，如公司规模、成长性、资产负债率、股权集中度、两职合一等与公司基本特征和公司治理相关的指标，以控制公司基本面特征对商誉减值的影响。具体变量定义详见表1。
表1 变量定义
（三）模型设定
为了检验经济政策不确定性对商誉减值的影响，本文构建如下模型：
其中，controls 为控制变量，εi，t为残差项。如果实证检验结果显示经济政策不确定性（epu）的回归系数α1显着大于0，则说明经济政策不确定性与商誉减值显着正相关，假设1得到验证。
为检验盈余管理对经济政策不确定性与商誉减值之间关系的影响，本文在模型（5）的基础上加入盈余管理（trem）、经济政策不确定性与盈余管理的交乘项（epu×trem），构建如下模型：
四、实证分析
（一）描述性统计分析
表2 为主要变量的描述性统计结果。由表2 可知，商誉减值准备金额占总资产比重的最大值为0.5241，说明有些上市公司的商誉减值损失金额超过了总资产的50%；其中位数为0.0025、平均值为0.0280、标准差为0.0815，说明大规模计提商誉减值的公司数量相对较少。经济政策不确定性指数的最小值为1.2503、最大值为1.6574、平均值为1.4076，可见企业所面临的经济政策不确定性存在一定的差异，这和我国经济处于新常态阶段，政府不断出台各种经济政策密切相关。资产负债率的最大值为0.9241，意味着个别上市公司的负债较多，面临较重的债务负担；其中位数为0.4471，接近于0.5，即有将近一半的公司资产负债率超过了50%，说明上市公司普遍存在偿债压力。产权性质的平均值为0.3582，说明非国有企业的数量要比国有企业的数量更多。其他变量的统计结果和以往研究基本相似，且在合理范围内，故不再一一阐述。
表2 主要变量的描述性统计
（二）基准回归结果分析
1. 对假设1的检验。为检验经济政策不确定性对商誉减值的影响，使用模型（5）进行样本回归，在回归时分别考虑是否加入控制变量，以考察回归结果是否会有差异。由于本研究使用的是面板数据，先通过Hausman 检验进行模型选择，结果显示拒绝原假设，故选用固定效应模型；除此之外，在使用Stata软件进行操作时，添加了稳健标准误处理选项。经济政策不确定性对商誉减值影响的回归结果如表3所示。
表3 基准回归分析
表3中，第（1）列是未加入控制变量时，经济政策不确定性对商誉减值影响的回归结果；第（2）列则是加入控制变量后，经济政策不确定性对商誉减值影响的回归结果。在未加入控制变量时，经济政策不确定性（epu）的回归系数为0.1722，加入控制变量后其回归系数为0.1303，系数值变小说明在控制相关变量后，经济政策不确定性对商誉减值风险的影响变小；这两个系数均在1%的水平上显着为正，说明无论是否加入控制变量，经济政策不确定性与商誉减值都具有正相关关系，即经济政策不确定性程度越高，计提的商誉减值越多，假设1 得到验证。这说明经济政策不确定在一定程度上影响了并购后的整合效果及企业经营，直接或间接导致商誉减值风险增加。
2. 对假设2的检验。目前关于经济政策不确定性对商誉减值的影响更多是从“经济动因论”考虑的，然而在商誉减值的影响因素分析中“代理问题论”不可忽视，也即盈余管理可能会对经济政策不确定性与商誉减值的关系产生影响。对此，本文采用模型（6）进行检验，为避免多重共线性对回归结果的影响，对经济政策不确定性（epu）和盈余管理（trem）两个变量均进行了去中心化处理，回归结果如表3中第（3）列所示。
由表3 中第（3）列的结果可知，经济政策不确定性与盈余管理交乘项（epu×trem）的回归系数为-0.4426，且在1%的水平上显着。这说明管理层的盈余管理确实会抑制经济政策不确定性对商誉减值的影响。实务中的商誉减值测试需要评估企业的未来现金流，该评估的难度较大且具有较高的复杂性，公司在减值测试中有较大的自由裁量权和盈余管理空间，为管理层操纵商誉减值提供了条件。而计提商誉减值会降低企业利润，直接影响到管理层绩效，又激发了管理层谋取私利的机会主义行为。Lafond和Watts[38]、Kim和Zhang[39]研究认为，管理者为了顾及薪资报酬、职业发展和声誉等因素，倾向于做出利己行为；卢煜和曲晓辉[15]也发现，商誉减值计提受管理层盈余管理动机的影响。
总之，盈余管理弱化了经济政策不确定性与商誉减值间的正相关关系，假设2得到验证。
（三）稳健性检验
经济政策不确定性属于国家和地区层面的外生因素，通过影响外部市场经营环境来影响企业的各个方面；而从企业来看，其微观个体行为影响宏观经济政策的可能性较小，所以形成反向因果的可能性很小。在本文的实证分析过程中，使用公司层面的固定效应，严格控制了个体、年份效应，能够有效避免遗漏变量产生的内生性问题。为进一步检验实证结果的稳健性，本文选取替换变量和样本数据处理的方法来进行稳健性检验。
1. 替换解释变量。在模型（5）中，将解释变量替换为前置一期的经济政策不确定性（P.epu），即使用t-1期经济政策不确定性的数据，其余变量仍采用t 期的数据，回归结果如表4 中第（1）列所示。结果显示，前置一期的经济政策不确定性与商誉减值的回归系数为0.2068，且在1%的水平上显着，该结果依然支持经济政策不确定性与企业商誉减值之间存在显着正相关关系的结论；而且系数值比使用t 期经济政策不确定性数据时的系数值［表3 第（2）列显示该系数值为0.1303］要大，这从侧面说明了经济政策不确定性的经济后果具有滞后性，前一期经济政策不确定性对当期商誉减值的影响更大。
2. 替换被解释变量。在主回归中，商誉减值变量是从商誉减值规模角度进行衡量的，在稳健性检验中选用商誉减值虚拟变量（gwd）进行衡量，具体为：如果企业计提了商誉减值准备，则商誉减值（gwd）取值为1，否则为0。采用模型（5）进行回归，结果如表4中第（2）列所示。结果显示，经济政策不确定性与商誉减值的回归系数为7.0933，且在1%的水平上显着，与主回归结果具有一致性，为研究结论的稳健性提供了保证。
3. 样本数据处理。2019 年1月，财政部将商誉后续计量由减值计提改成逐年摊销的大讨论，使得多家公司在2018 年度报告中大规模计提商誉减值。这个“政策预期”将提高企业的商誉减值风险，为保证本文结论的稳健性，将2018 年的数据排除后再次采用模型（5）进行回归，结果如表4中第（3）列所示。结果显示，排除2018年的数据后，经济政策不确定性（epu）与商誉减值（gwloss）仍在1%的水平上显着正相关。
表4 稳健性检验结果
总之，以上稳健性检验的回归结果与假设1中的预期基本一致，这在一定程度上保证了回归结果的稳健性。
（四）情境差异分析
1. 经营风险。经济政策不确定在一定程度上降低了社会的整体需求，进而制约了整体经济的发展。社会需求的不确定改变了企业面临的外部环境，直接导致企业未来盈利的不确定性增加。因此，从市场需求角度来讲，经济政策不确定导致企业外部经营环境恶化，加大了企业经营风险。本文基于经营风险的高低来考察经济政策不确定性对商誉减值的差异化影响。
首先，计算企业的经营风险。将企业总资产收益率减去当年行业内所有企业的平均总资产收益率，记为adj_roa，以剔除系统性风险对经营风险的影响；然后选用三年期作为观测时间段，利用每一个观测时间段内滚动取值的adj_roa的标准差，来衡量企业的经营风险（risk）。具体公式如下：
其中：roa为总资产收益率；i代表企业；t代表在观测时间段内的年度，取值为1 ～3；T 代表观测时间段，取值为3；X代表某行业的企业总数量，k代表该行业的第k家企业。
其次，按照企业经营风险是否大于所在行业经营风险的中位数，将样本分成高经营风险组和低经营风险组。
分组回归结果如表5 中第（1）列和第（2）列所示。由回归结果可知，分组后经济政策不确定性（epu）与商誉减值（gwloss）的回归系数和全样本下系数［表3 中第（2）列］的符号与显着性保持一致，均在1%的水平上显着为正，但回归系数的大小存在显着差异：在高经营风险组，回归系数为0.5394；在低经营风险组，回归系数为0.0388；在全样本中，回归系数为0.1303。上述结果说明，在经济政策不确定性较高时，无论企业经营风险高还是低，都将面临商誉减值风险；从系数值大小来看，高经营风险企业的经济政策不确定性回归系数是低经营风险企业的十几倍，这说明在经济政策不确定性较高时，高经营风险企业的商誉减值风险要远高于低经营风险企业。
2. 自由现金流不确定性。商誉是企业未来获取的超额盈利能力的现值，自由现金流作为度量企业超额利润的重要指标之一，直接影响了商誉价值。因此，本文基于自由现金流不确定性考察经济政策不确定性对商誉减值的差异化影响。
首先，选用现金流量表中的经营活动现金净流量与购买固定资产、无形资产的现金流出量两个指标，将二者差额除以当年营业收入的值作为自由现金流的衡量指标；其次，将各企业的自由现金流减去当年行业内所有企业的平均自由现金流，选用三年期作为观测时间段，利用每一个观测时间段内滚动取值的自由现金流的标准差，来衡量企业的自由现金流不确定性；最后，按照企业自由现金流不确定性是否大于所在行业自由现金流不确定性的中位数，将样本分成自由现金流高不确定性组和低不确定性组。
分组回归结果如表5 中第（3）列和第（4）列所示。由回归结果可知，当自由现金流不确定性较高时，经济政策不确定性（epu）的回归系数为0.3591，当自由现金流不确定性较低时，经济政策不确定性的回归系数为0.0365，均在1%的水平上显着，但前者的系数明显更大。这说明企业获取现金流越不稳定，超额盈利能力越不稳定，商誉减值计提的规模越大，这和商誉的经济实质是一致的。
表5 分组回归结果
3. 管理层代理冲突。当企业并购后未发挥出应有的协同效应导致并购利润目标无法完成时，便不得不计提减值。然而，实务中的商誉减值也可能是由其他因素导致的。商誉来源于高溢价并购，公司内部的代理冲突会带来高溢价问题。Haunschild[40]研究发现，相较于并购后的盈利能力预期，并购方管理层的主观意愿对并购溢价的影响更大。Mueller和Sirower[41]研究发现，委托代理问题中管理层自大与并购溢价间存在显着的正相关关系。因此，如果企业的代理冲突比较严重，则管理层可能会借助信息优势等来影响并购，其为追求私利不惜支付高溢价来促成并购，间接导致商誉减值风险增加。另外，经济政策不确定是不可分散的系统性风险，管理层可能会借机增加减值的计提以操纵盈余，并将其归因于经济政策的影响，从而为以后年度盈余预留空间。本文选用代理成本衡量管理层代理冲突的程度，具体为管理费用与营业收入的比率（管理费用率），该指标值越大，则说明代理冲突越严重；然后按照管理费用率是否大于企业当年所在行业的均值，将样本分为高代理冲突组和低代理冲突组。
分组回归结果如表5 中第（5）列和第（6）列所示。由回归结果可知，无论是在高代理冲突组还是在低代理冲突组，经济政策不确定性（epu）与商誉减值（gwloss）之间均存在显着的正相关关系，但回归系数的大小存在显着差异：当管理层代理冲突比较严重时，回归系数为0.2081；当管理层代理冲突比较小时，回归系数为0.0679，两组间回归系数相差近3 倍。这说明在同样的政策背景下，上市公司代理冲突越严重，商誉减值风险越大。
4. 产权性质。经济政策不确定是企业面临的系统性风险，不同性质的企业受影响的程度可能有所不同。在我国，国有企业受到政府隐形保护、享有更多的政治优待，同时也是国家实现经济政策的重要手段，比非国有企业的信息不对称程度更低。因此，当经济政策不确定时，非国有企业可能会反应更大，表现得更加敏感。本文根据产权性质，将样本分成国有企业组和非国有企业组。
分组回归结果如表5 中第（7）列和第（8）列所示。由回归结果可知，无论是国有企业还是非国有企业，在经济政策不确定的情况下，都会产生商誉减值风险。从经济政策不确定性（epu）与商誉减值（gwloss）的回归系数的大小来看，非国有企业组中该系数略大，说明非国有企业商誉减值受经济政策不确定性的影响更大；国有企业组和非国有企业组中该系数相差较小，这说明对于不同产权性质的企业，商誉减值风险的差异较小，也从侧面说明了经济政策不确定作为一种不可分散的系统性风险，对企业微观行为的影响程度不会因产权性质不同而出现较大差异。
五、结论与启示
当前全球经济下行压力不断积累，我国处于结构性调整的关键时期，政府需不断调整经济政策以实现对经济发展的宏观调控；同时，维护资本市场的健康稳定发展、让资本市场更好服务实体经济也是当务之急。关注经济政策不确定性对资本市场稳定因素的影响具有现实意义，本文立足于我国特殊的政策情境，选取2009 ～2020年A股上市公司数据作为样本，检验经济政策不确定性对企业商誉减值的影响。研究发现：第一，经济政策不确定性与商誉减值显着正相关；第二，管理层盈余管理是重要的调节机制，能够削弱经济政策不确定性对商誉减值的影响；第三，区分企业经营风险、自由现金流不确定性、代理冲突、产权性质后发现，在经济政策不确定的情境下，若企业经营风险较大、自由现金流不确定性较高、代理冲突较严重和产权性质为非国有，则企业面临的商誉减值风险更大。
上述研究结果表明：经济政策不确定使得企业经营环境变得不稳定，影响了企业未来盈利能力，加剧了商誉减值风险；基于管理层代理理论和自利行为动机，如果经济政策不确定性较高，则管理层在计提商誉减值时更具有盈余管理动机；经济政策不确定对微观企业的冲击程度除与经营因素有关之外，还与公司治理如代理冲突程度及产权性质有关。
受国际经济形势和国内经济矛盾的双重影响，经济政策成为政府经济运行和资源配置的重要调控手段，而企业是经济发展的主力和经济政策作用的主体。因此，研究如何促进经济发展和正确引导企业发展具有重要现实意义。对政策制定者而言：一是要充分考虑政策的影响，既要关注政策的连续性，也要关注政策的长期性；二是要建立有效的沟通、反馈和评估机制，及时了解企业诉求、掌握政策运行效果，切实保证运行效果。对监管部门而言：一是要加大监管力度，尤其是对商誉减值风险中管理者盈余管理的监管，防范系统性金融风险；二是要加快制度机制建设，落实商誉管理责任。对会计准则制定部门而言，应规范商誉计量管理，提升会计信息质量，严格商誉初始确认、减值测试、信息披露等规范。对企业而言：一是要明确风险影响因素，增强自身竞争力，加强风险管理以提高抗风险能力；二是要完善公司治理，缓解代理冲突，制定约束和激励机制，以规避管理层在商誉管理方面的不当行为，为商誉的“良性”价值反映提供一定程度的保证。
