商譽減值、高管薪酬與債務期限結構

劉莉 任廣乾 管文星

(1.鄭州大學商學院，河南 鄭州 450001；2.中國財政科學研究院，北京 100142)

一、引言

近年來，我國上市公司巨額商譽減值已成為影響資本市場穩定的潛在風險因素。據統計，2019年我國上市公司商譽減值超過10億元的高達54家，累計計提商譽減值968億元，平均18億元。其中，天神娛樂計提商譽減值41億元，凈利潤虧損71.51億元，成為A股虧損最多的企業。可見，商譽減值會給企業帶來巨額虧損，嚴重損害了其營業利潤。作為一種特殊的、難以辨認的項目，商譽信息在企業財務報表中占據著重要地位，財務報表又是企業債權人決策的基礎，因而債權人會關注商譽信息，進而影響債務契約。商譽減值信息向市場傳遞并購失敗或合并后的集團并未實現預期業績目標的事實，反映了管理層對企業未來盈利水平與現金流的悲觀預測，債權人捕捉到這一負面信息后，會調整其債務以降低投資風險(Cheng et al., 2018)[2]。因此，深入研究商譽減值信息對企業債務期限結構的影響具有重要的理論與現實意義。

企業的債務期限結構是其融資決策的重要組成部分，也是債務契約的重要內容。關于債務期限的研究，可追溯到Merton在1974年對債務期限結構和企業價值關系的分析。目前關于債務期限結構的研究主要以美國公司為對象，很少有涉及新興市場經濟體中會計信息與債務期限結構之間關系的研究(肖作平和廖理，2008)[19]。我國正處于經濟轉軌時期，制度背景較為特殊，且上市公司具有股權結構集中、產權模糊、流動性差等特點，普遍存在“一大獨大”現象，再加上我國企業債券市場投資者權益保護有待進一步完善，因此，債權人進行貸款決策時不僅要考慮債務金額與債務資本成本，還會重點關注債務期限(Allen et al., 2005)[1]。為了降低債務契約中的代理成本，債權人通過選擇長短不同的債務期限保障自己的利益，因而債務期限的治理功能能夠對銀行信貸決策產生重要影響。債務期限越短則企業與其債務人之間的信息不對稱越大，導致債權人面臨越嚴重的投資過度、資產代替等問題；而債務期限越長則兩者之間的信息不對稱越小，債權人評估企業投資項目未來風險的準確性也越高，因而短期債務能夠緩解投資過度、資產代替等問題，實現對企業的有效監督(杜春明等，2019)[9]。會計信息具有契約有用性，那么，商譽減值損益會計信息是否會對企業的債務契約產生影響呢？國內對這一問題的研究較為缺乏。對這一問題的研究能夠拓展特定會計信息對企業債務期限結構影響的相關文獻，也有助于明確商譽減值信息在企業資源配置過程中的重要作用。

此外，企業的債務期限結構不僅受到商譽減值這一特定會計信息的影響，還與高層管理人員薪酬這一公司治理要素密切相關。商譽減值測試具有極強的可操作性，資產組的劃分、是否計提商譽減值等方面很大程度上取決于高管的判斷。作為現代企業經營活動的決策者，高管行為已經成為企業經營活動的關鍵因素，而高管的各種行為在很大程度上受其薪酬水平的影響，尤其在高管行為影響企業價值與持續盈利能力時，會進一步影響債務人對該企業的信用評估與信貸決策，進而實施不同的債務期限(劉井建等，2015)[14]。就其自身價值看，高管薪酬具有公司治理效應，即緩解高管層與股東之間的矛盾，促使高管層與股東的目標一致，降低代理成本，影響企業的債務融資決策(吳育輝和吳世農，2010)[18]。同時，債權人會通過觀察高管行為來調整其貸款決策。可見，企業債務期限結構不僅是債權人與股東博弈的結果，在所有權與控制權分離的現代企業中，債權人還會將高管薪酬這一公司治理要素視為影響企業信用質量的決定性因素之一。因此，在研究商譽減值與企業債務期限結構時，應該考慮高管薪酬這一公司治理要素的影響。

綜上，本文以2007―2019年我國A股上市公司作為研究對象，重點考察了商譽減值與債務期限結構之間的關系，以及高管薪酬對兩者關系的調節作用，并檢驗了不同產權性質與環境不確定性程度下商譽減值、高管薪酬與債務期限結構之間的關系是否存在差異。本文可能的貢獻和創新性在于：第一，從商譽資產角度研究了商譽減值對企業債務期限結構的影響，發現商譽減值信息會通過影響債權人的貸款決策行為來影響企業債務期限結構，證實了商譽減值信息能在企業信貸資源配置過程中發揮重要作用，豐富了商譽減值信息經濟后果的相關研究；第二，進一步引入了高管薪酬這一公司治理要素，將商譽減值、高管薪酬與債務期限結構納入一個分析框架，分析了高管薪酬對商譽減值與債務期限結構關系的影響；第三，從產權性質與環境不確定性兩個角度，分析了商譽減值、高管薪酬與債務期限結構三者之間的關系在不同的產權性質以及環境不確定性下是否存在差異，拓展了會計信息對企業債務期限結構影響的相關研究。

二、理論分析與假設提出

(一)商譽減值與債務期限結構

《企業會計準則(2006)》要求企業在年終對商譽進行減值測試。商譽減值是指預計商譽給企業帶來的經濟利益低于原來入賬時的預計(徐經長等，2017)[22]，反映了管理層未能在過去收購決策中獲得預期的價值，而減值測試依賴于對多種公允價值的評估，以及管理層在是否進行商譽計提減值時擁有評估商譽公允價值的自由裁量權(Filip et al., 2015)[3]。吳虹雁和劉強(2014)[17]發現企業期末進行商譽測試之后，商譽減值與股價呈現顯著的負相關，而采用分期攤銷法時的商譽攤銷和股價之間并未發現顯著相關性。由此可見，商譽減值會向市場傳遞并購業績不佳與未來盈利能力差(Li et al., 2011)[5]、高管合謀動機之下不合理的商譽確認(張新民和祝繼高，2019)[25]等負面信號，當債權人捕捉到這些負面信號后，不愿向企業提供長期貸款，更傾向發放短期貸款，以期彌補企業盈利下降所造成的債務難以償還的風險。因此，商譽減值測試對債權人監控資本配置決策具有至關重要的作用。

Ramanna and Watts(2009)[7]認為商譽減值測試是不可核實的估計，其客觀復雜性與主觀性的特點導致財務報告質量的下降，管理層會采取規避或是延后確認減值損失的盈余管理方式來影響商譽減值測試的有效性。較低的盈余質量會增加企業和債權人之間的信息不對稱，導致債務資本成本與權益資本成本的不斷增加，因而企業的商譽減值信息會促使債權人提升其債務報酬率(Francis et al., 2005)[4]。同時，商譽減值還具有盈余管理動機，尤其在企業預期未來盈利能力不佳時，有可能出于“大洗澡”“盈余平滑”的目的，大幅計提商譽減值，使未來可能發生的損失集中于本期，給未來業績提升創造機會。盈余管理進一步加劇了企業與債權人之間的信息不對稱，增加代理成本，當債權人獲知企業為了盈余管理而進行商譽減值后傾向于為企業提供短期貸款，以督促企業披露會計信息來緩解雙方的信息不對稱問題。因此，無論是因商譽減值信息所傳遞的預期經濟利益減少，還是不合理的商譽確認，都被債權人視為負面信息，要求企業支付更高的債務資本來補償其面臨的風險、降低其代理成本，而不愿意為企業提供長期貸款，從而導致企業債務期限變短。據此，本文提出假設：

H1：商譽減值對債務期限結構產生負向影響，即商譽減值信息會縮短企業債務期限。

(二)高管薪酬的調節作用

高管是企業最重要的人力資源，對企業的發展至關重要(張興亮和夏成才，2016)[26]；而薪酬是影響高管行為的重要因素之一，高管的各種行為在很大程度上依賴于薪酬激勵措施的有效性(步丹璐和白曉丹，2013)[8]。合理的高管薪酬激勵機制不僅能夠有效緩解股東與高管之間的利益沖突，還能夠使高管利益和偏好可能與債權人利益一致，高管會以股東利益最大化和保障債權人利益為目標進行決策，有助于降低企業代理成本。高管薪酬水平越高，越能激發其工作積極性，做出符合股東利益或債權人利益的決策，進而影響企業債務結構。因此，在分析商譽減值與債務期限結構之間的關系時，應考慮高管薪酬激勵的影響。

一旦企業運營管理出現問題，債權人通過縮短借款期限、增加限制性條款、提升借款成本等方式加強對企業的監管與約束，進而導致企業債務融資成本的增加。此時，股東在制定高管薪酬激勵契約時會考慮這一外部融資環境。當高管薪酬水平較高時，高管和股東之間的利益關系更緊密，兩者的一致性更高，具有較高薪酬期望的高管為了防止其薪酬水平的下降而主動改善企業績效，且會為避免企業出現債務資金鏈斷裂或陷入融資難問題而更加關注和保障債權人利益。理性的債權人會關注企業高管薪酬激勵與其行為之間潛在的關系，在進行信貸決策時，債權人會內化高管依據自身利益而做出的各項決策，且在定價過程中包含著他們對這些決策的理性預期，即債權人會關注高管薪酬激勵中包含的信息，并根據這些高管薪酬信息，通過對薪酬激勵所產生的信貸風險進行定價來調整相應的決策，如確定貸款期限、調整貸款額度和貸款利率等。當較高水平的高管薪酬所包含的信息被債權人獲取后，債權人更愿意為企業提供長期貸款，且高管薪酬激勵越強，債權人利用短期債來約束高管的可能性越小，而延長債務期限的概率越高。暢通的債務資金鏈保障了企業的運營，企業的順利運營又促進高管薪酬水平的進一步提高，進而形成一種良性循環，即使企業出現商譽減值的負面消息，債權人也可能不會大幅縮短那些高管薪酬水平較高的企業的債務期限，而是維持或延長對企業的債務期限，弱化了商譽減值對債務期限結構的負面影響。因此，在發生商譽減值后，高管薪酬的作用會使債務期限結構所受的負面影響較小。據此，本文提出假設：

H2：高管薪酬會對商譽減值與債務期限結構之間的關系產生正向的調節作用，即高管薪酬越高，則越緩解商譽減值信息導致的債務期限縮短，延長企業債務期限。

三、研究設計

(一)樣本與數據

本文選取2007―2019年我國A股上市公司為研究樣本，為保證回歸結果的可靠性，剔除了以下樣本：(1)ST、*ST類上市公司；(2)銀行、保險等金融機構上市公司；(3)商譽減值損失額為0的上市公司；(4)數據缺失或異常的上市公司。經過篩選，最后得到了12582個觀測值。文中數據來源于Wind數據庫與國泰安CSMAR數據庫，并使用STATA 15.0軟件分析數據。同時，為避免異常值的影響，本文對所有連續變量進行雙側1%的縮尾(winsorize)處理。

(二)變量說明

1.被解釋變量：債務期限結構

目前，國內外對債務期限結構的度量包括資產負債表法和增量法。增量法更適合分析債務期限結構選擇是否會將其未來前景信號傳遞給市場，而不適用于檢查資產期限與債務期限匹配原則(肖作平，2009)[20]。考慮到數據可得性，本文借鑒肖作平和廖理(2008)[19]、肖作平(2011)[21]的研究，采取資產負債表法對債務期限結構進行度量，具體包括長期借款占總負債的比重(DM1)以及長期借款與應付債券之和占總負債的比重(DM2)兩個指標。

2. 核心解釋變量：商譽減值

借鑒杜春明等(2019)[9]、張東旭和曹瑾(2020)[23]的研究，采用商譽減值損失與資產總額的比值來衡量商譽減值(GW)，比值越大，說明商譽減值損失越大，反之越小。

3. 調節變量：高管薪酬

借鑒劉慧龍(2017)[13]、郝穎等(2020)[12]的研究，采用薪酬最高的前三名高管薪酬的總額來衡量高管薪酬(PAY)。這一方法很好地反映不同公司高管團薪酬差異狀況，既能避免所有高管薪酬總額難以對比的問題，又能解決CEO、CFO等某一特定高管薪酬對實證結果的影響，提高實證結果的可靠性。

4. 控制變量

借鑒肖作平(2009)[20]、肖作平(2011)[21]、杜春明等(2019)[9]、田新民和陸亞晨(2019)[16]、張新民等(2020)[24]的研究，本文對影響債務期限結構的其他因素進行了控制，具體包括：成長性、企業估值、企業規模、財務杠桿、流動性、經營活動現金流、股權集中度、機構持股比例、總資產周轉率、資產期限結構。此外，設置了年份與行業兩個虛擬變量。

變量定義具體如表1所示。

表1 變量定義

(三)模型構建

為驗證假設1，構建了模型(1)與模型(2)：

為驗證假設2，構建了模型(3)與模型(4)：

其中，α0是截距，ε是殘差項，若模型(1)與模型(2)中GW的系數α1為負，則驗證了假設1；若模型(3)與模型(4)中交乘項的回歸系數α3為負，則驗證了假設2。

四、實證結果與分析

(一)描述性統計

表2報告了主要變量的描述性統計結果。長期借款占總負債的比重(DM1)均值為0.133，標準差為0.151，平均來看，DM1的均值為13.3%，最高時達到91.4%，最小時為0，說明樣本公司的債務期限結構分布不均勻。長期借款與應付債券之和占總負債的比重(DM2)的均值為0.109，標準差為0.132，平均來看，DM2的均值為10.9%，最高時達到88.3%，最小時為0。商譽減值(GW)的均值為0.002，說明商譽減值金額對資產總額的影響較小。高管薪酬(PAY)的標準差為6.387，數據離散程度較大，說明我國上市公司金額前三的高管薪酬之間存在較大差距。限于篇幅，控制變量的描述性統計結果不再一一敘述。

表2 變量的描述性統計結果

同時，方差膨脹因子檢驗發現所有變量的方差膨脹因子值均小于5，說明變量之間不存在嚴重的多重共線性問題。

(二)相關性分析

表3報告了變量的Pearson相關系數結果。各變量間相關系數均在0.5以下，說明各變量間相互影響不大，變量的選擇較為合理。

表3 變量的Pearson相關系數

(三)回歸結果分析

1.商譽減值對債務期限結構的影響

當商譽減值信息被債權人獲知后，債權人調整其債務期限，因而本文在實證分析時，使用被解釋變量債務期限結構滯后一期的數據進行估計，結果表4所示。其中，列(1)(2)的解釋變量為DM1(滯后一期)，列(1)為未控制其他變量的結果，商譽減值(GW)的回歸系數為-7.285，在1%水平下顯著，說明商譽減值與債務期限結構顯著負相關，商譽減值每降低1%，債務期限結構會下降約7.285個百分點，即商譽減值信息縮短了企業債務期限；列(2)為加入了控制變量的結果，商譽減值(GW)的回歸系數為-8.031，在5%水平下顯著，說明在加入了影響債務期限結構的其他控制變量后，商譽減值仍然會對債務期限結構產生負面影響，即債權人將商譽減值信息視為負面信號，會根據商譽減值信息減少對企業的長期貸款，進而縮短了債務期限，驗證了假設1。列(5)(6)的解釋變量為DM2(滯后一期)，列(5)為未控制其他變量的結果，商譽減值(GW)的回歸系數為-6.334，在1%水平下顯著，說明商譽減值與債務期限結構顯著負相關；列(6)為加入了控制變量的結果，商譽減值(GW)的回歸系數為-7.946，在1%水平下顯著，說明在加入了影響債務期限結構的其他控制變量后，商譽減值仍然會對債務期限結構產生負面影響，因為商譽減值會改變債權人貸款期限的決策，減少對企業債務融資中的長期貸款，導致企業債務期限縮短，驗證了假設1。

從控制變量的結果看，成長性(GROW)、企業規模(SIZE)、財務杠桿(LEV)、流動性(CR)、資產期限結構(TANG)的回歸系數均顯著為正，說明這些變量與債務期限結構之間為顯著的正相關關系；總資產周轉率(TAT)的回歸系數顯著為負，說明總資產周轉率與債務期限結構之間為顯著的負相關關系；公司估值(PB)、經營活動現金流(NCFO)、股權集中度(H10)、機構持股比例(INPER)的回歸系數均不顯著，說明這些變量不會對債務期限結構產生顯著影響。

2. 高管薪酬的調節作用

表4列(3)(4)的解釋變量為DM1(滯后一期)，列(3)引入了商譽減值與高管薪酬的交乘項，商譽減值(GW)的回歸系數為-8.367，在1%水平下顯著，商譽減值與高管薪酬的交乘項(GW×PAY)的回歸系數為1.722，在1%水平下顯著，說明說明高管薪酬對商譽減值與債務期限結構之間的關系產生正的調節作用，即高管薪酬越高，越能緩解因商譽減值信息而造成的債務期限縮短，延長企業債務期限。列(4)加入了其他控制變量，商譽減值(GW)的回歸系數為-8.796，在1%水平下顯著，商譽減值與高管薪酬的交乘項(GW×PAY)的回歸系數為1.536，在5%水平下顯著，說明在加入了影響債務期限結構的其他控制變量之后，高管薪酬仍會抑制商譽減值對債務期限結構的負面影響，驗證了假設2。列(7)(8)的解釋變量為DM2(滯后一期)，列(7)引入了商譽減值與高管薪酬的交乘項，商譽減值(GW)的回歸系數為-6.229，在1%水平下顯著，商譽減值與高管薪酬的交乘項(GW×PAY)的回歸系數為2.012，在1%水平下顯著，說明高管薪酬抑制了商譽減值與債務期限結構之間的負相關關系；列(8)加入了其他控制變量，商譽減值(GW)的回歸系數為-6.789，在1%水平下顯著，商譽減值與高管薪酬的交乘項(GW×PAY)的回歸系數為2.535，在1%水平下顯著，說明在加入了影響債務期限結構的其他控制變量之后，高管薪酬仍會抑制商譽減值對債務期限結構的負面影響，延長企業債務期限，驗證了假設2。

表4 基準回歸結果

(四)穩健性檢驗

1. 替換解釋變量

商譽減值是核心解釋變量，為了驗證實證結果不會因商譽減值測量方式不同而受到影響，本文采用其他方式來測量商譽減值。借鑒張新民等(2020)[24]、Li et al.(2011)[5]的研究，以是否發生未預期商譽減值的啞變量(GW1)來度量商譽減值，結果如表5列(1)(3)所示。無論解釋變量是DM1(滯后一期)還是DM2(滯后一期)，商譽減值(GW1)的回歸系數均顯著為負，說明商譽減值與債務期限結構為負相關關系，驗證了假設1；商譽減值與高管薪酬交乘項的回歸系數(GW1×PAY)顯著為正，說明高管薪酬抑制了商譽減值對債務期限結構的負面影響，驗證了假設2，說明原結論穩健。

2. 添加可能遺漏的變量

已有研究證實了實際利率(RIA)、股利支付率(DIV)、資產回報率(ROA)等因素會對債務期限結構產生影響(肖作平和廖理，2008；Allen et al., 2005)[19][1]。為避免因遺漏這些因素而對回歸結果造成影響，本文在模型中引入了這三個可能遺漏的變量，結果如表5列(2)(4)所示。無論解釋變量是DM1(滯后一期)還是DM2(滯后一期)，商譽減值(GW1)的回歸系數均顯著為負，說明商譽減值與債務期限結構為負相關關系，驗證了假設1；商譽減值與高管薪酬交乘項的回歸系數(GW1×PAY)顯著為正，說明高管薪酬會抑制商譽減值對債務期限結構的負向影響，驗證了假設2，與前文的結果基本一致，說明原結論較為穩健。

表5 穩健性檢驗

3. 內生性問題

商譽減值與債務期限借結構之間可能會存在雙向因果關系，借鑒傅超等(2015)[11]、徐經長等(2017)[22]的研究，選擇同行業內商譽減值的均值(GW_iv)作為商譽減值的工具變量，采用兩階段最小二乘法進行估計，回歸結果如表5列(5)～(7)所示。第一階段回歸模型中，商譽減值的工具變量(GW_iv)回歸系數為1.378，在5%水平下顯著，說明工具變量與商譽減值顯著相關；第二階段回歸模型中，商譽減值(GW)的回歸系數顯著為負，商譽減值與高管薪酬的交乘項(GW×PAY)的回歸系數顯著為正，與基準回歸結果一致，說明原結論的穩健性較好。

五、進一步分析

(一)產權性質的影響

國有企業、混合所有制企業的存在是我國資本市場的一大特色。但無論是國有企業還是非國有企業，其債務來源中占比最大的都是銀行，而銀行大多受政府直接或間接的影響，在有關國有企業的債務決策上會有不同于非國有企業的表現，政治關系良好的國有企業更容易以更低的利率獲取貸款。在我國，國有企業中會計信息的契約有用性明顯低于非國有企業，根本原因是政府對國有企業的各種優惠政策為國有企業貸款提供了隱性擔保，政府對某些資源的壟斷使得企業與政府關系的強弱成為獲取資源的有效影響因素，降低會計信息的契約有用性。因此，國有企業獲取債務資金時，因其國有產權性質導致商譽減值會計信息對債務期限結構影響不明顯。同時，由于國有企業性質特殊，存在“所有人缺位”“內部人控制”現象，高管薪酬的公司治理效果有所減弱，導致薪酬難以發揮強有力的激勵效果。研究表明，國有企業會根據當地的市場化程度、財政赤字程度、貧富差距等非業績因素制定其高管薪酬(馮瑞和馬勝，2018)[10]，對于債權人而言，在國有企業中難以依據高管薪酬判斷高管聲譽從而進行借貸決策。

因此，為了檢驗不同產權性質下商譽減值、高管薪酬與債務期限結構三者之間的關系是否存在差異，本文以終極控制人為標準，將樣本分為國有企業組和非國有企業組兩類，分別運行模型，結果如表6所示。其中，列(1)～(4)為國有企業組的結果，無論解釋變量是DM1(滯后一期)還是DM2(滯后一期)，商譽減值(GW)的回歸系數均為負，但均不顯著，說明商譽減值對債務期限結構的負面影響在國有企業組不明顯；商譽減值與高管薪酬交乘項的回歸系數(GW1×PAY)為正，但均不顯著，說明高管薪酬對商譽減值與債務期限結構之間關系的正向調節作用在國有企業組中不顯著。列(5)～(8)為非國有企業組的結果，無論解釋變量是DM1(滯后一期)還是DM2(滯后一期)，商譽減值(GW)的回歸系數均顯著為負，說明非國有企業的商譽減值會對債務期限結構產生負面影響；商譽減值與高管薪酬交乘項的回歸系數(GW×PAY)均顯著為正，說明非國有企業的高管薪酬正向調節了商譽減值與債務期限結構之間關系。

表6 產權性質的影響

以上結論表明，企業商譽減值這一信息可以傳遞給債權人消極信號，影響其債務期限結構。然而，與非國有企業相比，國有企業商譽減值對債務期限結構的影響并不顯著，可能的原因是國有企業的債權人主要為銀行，而銀行與國有企業均受到政府影響，此時國有企業的借貸決策很大程度上會受到政府行為的影響。在國有企業需要長期借款時，無論該企業是否有發生商譽減值，銀行這一債權人因受到政府影響而向國有企業提供長期貸款，因此，商譽減值對國有企業的債務期限結構的負面影響不顯著。對非國有企業來講，商譽減值對債務期限結構的負面影響更顯著，因為債權人將非國有企業的商譽減值信息視為一種負面信號，對其商譽減值信息也更敏感，一旦非國有企業發生大規模的商譽減值，債權人會減少對企業的長期貸款，縮短債務期限。

(二)環境不確定性的影響

作為政府宏觀調控的重要手段之一，經濟政策能夠為企業運營活動創造外部環境(Lubo? and Veronesi, 2012)[6]，引導經濟發展方向，對經濟整體運行產生影響。然而，在經濟政策出臺之前，企業難以準確預測未來政策內容，在政策出臺之后，由于政策的執行強度與效果存在多種可能性，企業在決策時面臨著環境的不確定性。環境不確定性對宏觀調控的頻率以及可能引發的經濟效應進行了量化，如政策預期的不確定性、政策執行的不確定性等，因而環境不確定性會對一國的經濟活動產生重要影響。環境不確定性越大，企業所面臨的經營風險越高，對企業債務期限結構的影響越大。

為了檢驗在環境不確定性程度不同的情況下商譽減值、高管薪酬與債務期限結構三者之間的關系是否存在差異，本文借鑒申慧慧等(2012)[15]的研究，采用企業業績波動測量環境不確定性，并以企業業績波動的中位數為標準，大于中位數的樣本劃分為環境不確定較強組；反之，則為環境不確定性較弱組。回歸結果如表7所示。其中，列(1)～(4)為環境不確定性較弱組的結果，無論解釋變量是DM1(滯后一期)還是DM2(滯后一期)，商譽減值(GW)的回歸系數均為負，均不顯著，說明商譽減值對債務期限結構的負面影響在環境不確定性較弱組不明顯；商譽減值與高管薪酬交乘項的回歸系數(GW1×PAY)為正，均不顯著，說明高管薪酬對商譽減值與債務期限結構之間關系的正向調節作用在環境不確定性較弱組中不顯著。列(5)～(8)為環境不確定性較強組的結果，無論解釋變量是DM1(滯后一期)還是DM2(滯后一期)，商譽減值(GW)的回歸系數均顯著為負，說明當環境不確定性較強時，商譽減值對債務期限結構的負面影響更顯著；商譽減值與高管薪酬交乘項的回歸系數(GW×PAY)均顯著為正，說明高管薪酬對商譽減值與債務期限結構之間關系的正向調節作用在環境不確定性較強時更顯著。

表7 環境不確定性的影響

以上結論表明，與較弱的環境不確定性相比，較強的環境不確定性會降低企業資產價值與債務融資能力，而企業的商譽減值會加劇企業融資能力的降低，導致長期貸款的減少。對銀行等債權人而言，在環境不確定性較強時采用緊縮信貸政策，放貸意愿的減弱導致企業長期負債的減少，尤其在銀行接收到商譽減值這一負面信息后，對企業的貸款更加保守并加強對企業違約行為的監督，導致企業長期貸款規模縮小，對債務期限結構產生負面影響。因此，當環境不確定性較強時，銀行等債權人對商譽減值信息更加敏感，商譽減值對債務期限架構的影響也更加顯著。在高薪酬的激勵之下，高管會為了改善企業經營狀況而盡可能的擴大企業貸款規模，以降低因環境不確定性較強造成的企業長期貸款規模的縮減。因此，當環境不確定性較強時，高管薪酬緩解了商譽減值對債務期限結構的負面影響。

六、結論與啟示

本文以2007―2019年我國A股上市公司為研究對象，分析了商譽減值與債務期限結構之間的關系，并探索了高管薪酬對兩者關系的影響。結果發現：(1)商譽減值對債務期限結構產生負向影響，即商譽減值信息會縮短企業債務期限。(2)高管薪酬正向調節了商譽減值與債務期限結構之間的關系，即高管薪酬越高則越會緩解因商譽減值而導致的債務期限縮短，延長企業債務期限。(3)商譽減值、高管薪酬與債務期限結構之間的關系在不同產權性質與環境不確定性程度下存在差異，商譽減值對債務期限結構的負面影響及高管薪酬對兩者關系的調節作用在非國有企業和環境不確定性較強時更顯著。

基于上述研究結論，可得到以下啟示：(1)債權人要具備充分的風險防范意識。盡管商譽具有潛在的經濟價值，在未來能夠給企業帶來超額利潤，但巨額商譽同樣有可能來源于高管層過度自信、業績補償承諾制定中所產生的高溢價，進而產生減值風險。因此，債權人要構建商譽過高企業的貸款決策風險防控體系，重視商譽減值給企業價值所造成的負面影響，尤其要關注是否存在大量商譽價值狀況，根據實際情況對債務期限進行及時調整，以降低因信息不對稱所增加的代理成本，保障貸款本息的安全。(2)監管部門要加強對企業商譽減值信息披露的監管與問責力度，從制度上規范上市公司必須披露的并購信息，包括并購前的標的、并購溢價、對賭協議、并購后企業經營狀況、整合狀況等關鍵信息，降低市場上的信息不對稱。同時，鼓勵投資者參與對上市公司重大信息披露的監督，促進市場良性發展。(3)盡管商譽減值信息會向債權人傳遞消極信號，使債權人難以有足夠信心為企業提供長期貸款，然而在評價企業未來償債能力時，可將高管薪酬納入債務期限決策的考慮范圍內，更全面地估計債務人未來盈利與償債能力。同時，國有企業應加強市場化力度，讓會計信息充分發揮其契約有用性，優化高管薪酬的制定制度，促進企業健康發展。 ■