張安軍， 葉 彤

(浙江財(cái)經(jīng)大學(xué) 會(huì)計(jì)學(xué)院，浙江 杭州 310018)

一、引 言

當(dāng)前中國(guó)經(jīng)濟(jì)正處于由高速增長(zhǎng)向高質(zhì)量發(fā)展轉(zhuǎn)變的關(guān)鍵時(shí)期，并購(gòu)重組作為企業(yè)優(yōu)化資源配置、增強(qiáng)市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)力的重要手段，日益得到企業(yè)的重視和運(yùn)用。近些年在相關(guān)政策支持下，越來越多的企業(yè)投入到并購(gòu)重組的浪潮之中。據(jù)Wind數(shù)據(jù)庫(kù)顯示，2007年末A股上市公司對(duì)商譽(yù)進(jìn)行披露的公司數(shù)量為564家，商譽(yù)金額僅為386.62億元，而到了2019年末，這兩項(xiàng)數(shù)值分別為2075家和1.39萬(wàn)億元，13年間存在商譽(yù)的公司數(shù)量增長(zhǎng)了3.7倍，而商譽(yù)總額增長(zhǎng)了36倍！據(jù)最新數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)，至2020年9月底，我國(guó)A股共有2131家上市公司存在商譽(yù)，占全部A股上市公司數(shù)量的比例為49.1%，其中有248家公司的商譽(yù)占凈資產(chǎn)的比例超過了30%，94家公司的商譽(yù)占凈資產(chǎn)的比例超過了50%，35家公司商譽(yù)占凈資產(chǎn)的比例超過了75%，甚至有17家公司商譽(yù)占凈資產(chǎn)比例超過了100%！

并購(gòu)活動(dòng)興盛和并購(gòu)商譽(yù)快速增長(zhǎng)反映了我國(guó)資本市場(chǎng)投資活躍，但如此巨額的并購(gòu)商譽(yù)也帶來了潛在商譽(yù)減值和業(yè)績(jī)變臉風(fēng)險(xiǎn)。以2018年末為例，A股共有871家上市公司計(jì)提商譽(yù)減值損失，累計(jì)金額超過1658.6億元，占2018年歸屬母公司凈利潤(rùn)的10.77%，使得公司凈利潤(rùn)大幅縮水，嚴(yán)重拖累了公司業(yè)績(jī)，損害了市場(chǎng)投資者利益。2018年11月16日，證監(jiān)會(huì)發(fā)布了《會(huì)計(jì)監(jiān)管風(fēng)險(xiǎn)提示第8號(hào)——商譽(yù)減值》，就商譽(yù)減值的會(huì)計(jì)監(jiān)管風(fēng)險(xiǎn)進(jìn)行提示，也表明了監(jiān)管層對(duì)該問題的重視。資本市場(chǎng)頻現(xiàn)上市公司計(jì)提巨額商譽(yù)減值事件引起了社會(huì)廣泛關(guān)注，并引發(fā)了學(xué)者們對(duì)企業(yè)并購(gòu)過程中合理商譽(yù)價(jià)值和巨額商譽(yù)產(chǎn)生原因的思考。

商譽(yù)一般分為自創(chuàng)商譽(yù)和并購(gòu)商譽(yù)，然而在我國(guó)財(cái)政部會(huì)計(jì)準(zhǔn)則中并不承認(rèn)企業(yè)自創(chuàng)商譽(yù)?！秶?guó)際財(cái)務(wù)報(bào)告準(zhǔn)則第3號(hào)——企業(yè)合并》(2008)對(duì)商譽(yù)定義為企業(yè)合并中取得的、不能單獨(dú)辨認(rèn)但能給企業(yè)帶來未來經(jīng)濟(jì)利益流入的資產(chǎn)。我國(guó)財(cái)政部2006年頒布的《企業(yè)會(huì)計(jì)準(zhǔn)則第20號(hào)——企業(yè)合并》對(duì)商譽(yù)定義如下：商譽(yù)是在“非同一控制下企業(yè)合并中，購(gòu)買方對(duì)合并成本大于合并中取得的被購(gòu)買方可辨認(rèn)凈資產(chǎn)公允價(jià)值份額的差額部分”，這部分超出被并購(gòu)方凈資產(chǎn)的差額部分即確認(rèn)為并購(gòu)商譽(yù)，預(yù)期在并購(gòu)發(fā)生后能給并購(gòu)企業(yè)帶來超額收益。

在企業(yè)并購(gòu)商譽(yù)形成動(dòng)因及商譽(yù)減值過程中，國(guó)內(nèi)外不同學(xué)者分別從企業(yè)管理層機(jī)會(huì)主義動(dòng)機(jī)[1-3]、管理層過度自信[4-5]、內(nèi)部薪酬激勵(lì)契約[6]、內(nèi)部控制質(zhì)量[7]、企業(yè)社會(huì)責(zé)任[8]、外部行業(yè)“同伴效應(yīng)”或主并行業(yè)定價(jià)效應(yīng)[9-10]、高質(zhì)量審計(jì)[11]、產(chǎn)業(yè)政策[12]、政府補(bǔ)貼[13]以及公共審計(jì)監(jiān)督[14]等視角進(jìn)行了相關(guān)探討，然而現(xiàn)有研究并沒有關(guān)注企業(yè)前期投資行為對(duì)企業(yè)并購(gòu)溢價(jià)及商譽(yù)形成產(chǎn)生的影響。實(shí)際上企業(yè)前期投資行為會(huì)通過影響融資約束松緊、投資經(jīng)驗(yàn)學(xué)習(xí)積累、企業(yè)業(yè)務(wù)延續(xù)性以及企業(yè)長(zhǎng)期發(fā)展戰(zhàn)略規(guī)劃等進(jìn)而影響企業(yè)當(dāng)期的投資項(xiàng)目選擇行為，因此，在考察并購(gòu)商譽(yù)形成原因時(shí)有必要將企業(yè)前期的投資行為表現(xiàn)考慮進(jìn)來，否則可能會(huì)得到錯(cuò)誤的研究結(jié)論。非效率投資程度是企業(yè)投資行為表現(xiàn)的重要衡量，然而目前鮮有學(xué)者對(duì)并購(gòu)企業(yè)前期非效率投資行為表現(xiàn)與并購(gòu)商譽(yù)之間的關(guān)系展開深入探討。與此同時(shí)，地區(qū)市場(chǎng)化發(fā)展程度作為企業(yè)經(jīng)營(yíng)過程中面臨的重要外部治理機(jī)制及基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)機(jī)制，會(huì)對(duì)企業(yè)管理者的并購(gòu)?fù)顿Y決策行為及其經(jīng)濟(jì)后果產(chǎn)生一定的影響作用。因此，本文以2010-2018年我國(guó)滬深A(yù)股非金融類上市公司為研究樣本，實(shí)證考察了并購(gòu)企業(yè)前期非效率投資行為與并購(gòu)商譽(yù)之間的影響關(guān)系，并且進(jìn)一步探討了不同地區(qū)市場(chǎng)化發(fā)展水平對(duì)前兩者之間關(guān)系可能造成的影響效應(yīng)差異，其目的在于回答以下兩個(gè)問題：(1)并購(gòu)企業(yè)前期非效率投資行為是否為導(dǎo)致企業(yè)當(dāng)期并購(gòu)商譽(yù)上升的重要原因？(2)地區(qū)市場(chǎng)化發(fā)展水平是否會(huì)對(duì)企業(yè)非效率投資與并購(gòu)商譽(yù)之間的關(guān)系產(chǎn)生顯著調(diào)節(jié)效應(yīng)。研究結(jié)論表明，并購(gòu)企業(yè)上期非效率投資程度越高，則越容易導(dǎo)致企業(yè)當(dāng)期并購(gòu)商譽(yù)的上升；地區(qū)市場(chǎng)化發(fā)展水平越高，則并購(gòu)企業(yè)非效率投資與并購(gòu)商譽(yù)之間的正相關(guān)關(guān)系將會(huì)得到顯著增強(qiáng)。

本文的主要貢獻(xiàn)體現(xiàn)如下：首先，通過考察并購(gòu)企業(yè)非效率投資程度與并購(gòu)商譽(yù)之間的影響關(guān)系，發(fā)現(xiàn)并購(gòu)企業(yè)上期非效率投資是導(dǎo)致企業(yè)當(dāng)期并購(gòu)商譽(yù)上升的重要原因，從而為我國(guó)近年來資本市場(chǎng)日益活躍的企業(yè)并購(gòu)活動(dòng)和頻現(xiàn)的巨額商譽(yù)減值事件提供了重要經(jīng)驗(yàn)證據(jù)支持，彌補(bǔ)了以往相關(guān)研究中存在的不足；其次，通過考察不同地區(qū)市場(chǎng)化發(fā)展水平對(duì)并購(gòu)企業(yè)非效率投資與并購(gòu)商譽(yù)之間的調(diào)節(jié)影響效應(yīng)，發(fā)現(xiàn)地區(qū)市場(chǎng)化發(fā)展水平對(duì)兩者之間的關(guān)系具有顯著的正向調(diào)節(jié)影響，從而進(jìn)一步深化了地區(qū)市場(chǎng)化制度環(huán)境在并購(gòu)商譽(yù)形成過程中所起到的重要市場(chǎng)調(diào)節(jié)作用的認(rèn)識(shí)，豐富了并購(gòu)商譽(yù)形成動(dòng)因的相關(guān)文獻(xiàn)。

二、文獻(xiàn)綜述

隨著近年來上市公司頻現(xiàn)計(jì)提巨額商譽(yù)減值的事件，并購(gòu)商譽(yù)是否真實(shí)反映了其資產(chǎn)的價(jià)值？擬或是并購(gòu)商譽(yù)被高估從而成為企業(yè)并購(gòu)風(fēng)險(xiǎn)的“蓄水池”[9]？商譽(yù)減值是否成為企業(yè)高管進(jìn)行盈余管理的一種手段[15-19]？并購(gòu)商譽(yù)估值的合理性及其產(chǎn)生的原因一直是國(guó)內(nèi)外學(xué)者關(guān)注的重要話題。對(duì)于企業(yè)商譽(yù)估值是否合理，國(guó)內(nèi)外學(xué)者先后提出了不同的理論假說，其中具有代表性的有Hendriksen和Van Breda(1982)所提出的“三元論”，該理論所包含的好感價(jià)值論、超額收益論和總計(jì)價(jià)賬戶論具有較大的社會(huì)影響力[20]。我國(guó)著名學(xué)者葛家澍等(2007)基本認(rèn)同超額收益理論，并在總結(jié)以往文獻(xiàn)基礎(chǔ)上認(rèn)為：“商譽(yù)是可以為公司帶來超額盈利的一切有利的要素和情形，商譽(yù)是預(yù)期未來超額盈利能力的貼現(xiàn)值，商譽(yù)是公司總體價(jià)值與單個(gè)可辨認(rèn)凈資產(chǎn)價(jià)值的差額?！盵21]雖然超額收益理論在對(duì)商譽(yù)價(jià)值定義時(shí)比較流行，但在實(shí)務(wù)當(dāng)中仍然存在定量評(píng)估的困難，包括對(duì)并購(gòu)后未來收益的預(yù)估、貼現(xiàn)率的確定以及公允市場(chǎng)價(jià)格的參考等因素，這為并購(gòu)企業(yè)商譽(yù)高估和后續(xù)商譽(yù)減值風(fēng)險(xiǎn)埋下了隱患。Holthausen和Watts(2001)認(rèn)為如果活躍交易的市場(chǎng)價(jià)格不存在，那么公允價(jià)值將無法得到證實(shí)，而商譽(yù)減值問題也將無法有效解決。[17]Ramanna(2008)認(rèn)為商譽(yù)減值需要基于對(duì)公允價(jià)值的確認(rèn)，這就加大了管理層披露商譽(yù)的機(jī)會(huì)主義動(dòng)機(jī)。[1]現(xiàn)實(shí)中，企業(yè)管理者可通過巨額商譽(yù)減值沖銷的“大洗澡”方式來平滑盈余等[22]，通過延期和擇機(jī)來確認(rèn)商譽(yù)減值的損失[23]，利用SFAS142延遲商譽(yù)減值操縱收益[24]，或通過現(xiàn)金流量管理以達(dá)到向?qū)徲?jì)師和分析師掩蓋需要計(jì)提商譽(yù)減值的事實(shí)[25]等。從商譽(yù)及商譽(yù)減值形成的原因來看，Bens(2010)認(rèn)為企業(yè)內(nèi)部環(huán)境中高管的薪酬激勵(lì)契約與股票市場(chǎng)波動(dòng)會(huì)影響商譽(yù)及其減值的會(huì)計(jì)選擇[6]；Glaum等(2017)則認(rèn)為外部環(huán)境中有效的公共監(jiān)管(如審計(jì)監(jiān)督和機(jī)構(gòu)投資者監(jiān)督)會(huì)有助于督促企業(yè)及時(shí)計(jì)提商譽(yù)減值損失[14]。

與此同時(shí)，國(guó)內(nèi)部分學(xué)者對(duì)我國(guó)上市公司并購(gòu)商譽(yù)的形成原因進(jìn)行了相關(guān)實(shí)證分析。如傅超等(2015)以2011-2013年我國(guó)創(chuàng)業(yè)板中發(fā)生并購(gòu)行為的上市公司為研究樣本，實(shí)證發(fā)現(xiàn)創(chuàng)業(yè)板上市公司的并購(gòu)商譽(yù)明顯受到行業(yè)中“同伴效應(yīng)”的非理性影響，這種效應(yīng)主要產(chǎn)生于并購(gòu)公司對(duì)行業(yè)內(nèi)領(lǐng)先者的模仿。[9]同時(shí)，傅超等(2016)以2007-2013年中國(guó)A股非金融類上市公司為樣本，實(shí)證發(fā)現(xiàn)中國(guó)上市公司的并購(gòu)商譽(yù)從總體上能帶來超額收益，但是創(chuàng)業(yè)板上市公司除外，表明在我國(guó)創(chuàng)業(yè)板上市公司并購(gòu)商譽(yù)中普遍存在商譽(yù)價(jià)值虛高而面臨減值的風(fēng)險(xiǎn)。[26]曾江洪等(2020)以2010-2018年A股市場(chǎng)上市公司為對(duì)象，也實(shí)證發(fā)現(xiàn)主并方所在行業(yè)系統(tǒng)性錯(cuò)誤定價(jià)正向影響了并購(gòu)商譽(yù)，而并購(gòu)支付方式在其中起到一定中介調(diào)節(jié)作用。[10]李丹蒙等(2018)、吳定玉等(2020)分別以我國(guó)滬深A(yù)股上市公司為樣本，通過實(shí)證得出管理層過度自信是導(dǎo)致公司當(dāng)年新增商譽(yù)增多的原因之一，而且在非國(guó)有控股公司中表現(xiàn)更明顯。[4-5]陳耿和嚴(yán)彩紅(2020)、閆華紅和王亞茹(2020)分別通過實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)管理層代理沖突越嚴(yán)重或管理層權(quán)力越大的企業(yè)并購(gòu)商譽(yù)規(guī)模越大。[2-3]張新民等(2018)以2007-2015年我國(guó)A股上市公司為研究樣本，實(shí)證發(fā)現(xiàn)公司內(nèi)部控制對(duì)并購(gòu)商譽(yù)泡沫具有顯著的抑制效應(yīng)，即公司內(nèi)部控制質(zhì)量越高，并購(gòu)形成的超額商譽(yù)越低，并且這一抑制效應(yīng)主要發(fā)生于非國(guó)有企業(yè)和市場(chǎng)化程度較高的地區(qū)。[7]許罡(2020)研究發(fā)現(xiàn)企業(yè)社會(huì)責(zé)任履行越好，則越能有效抑制商譽(yù)泡沫，且這種現(xiàn)象主要在非國(guó)有企業(yè)中更加顯著。[8]郭照蕊和黃俊(2020)以2007-2017年我國(guó)A股上市公司為樣本，實(shí)證發(fā)現(xiàn)由國(guó)際“四大”審計(jì)的公司比非國(guó)際“四大”審計(jì)的公司披露的超額商譽(yù)更低，且這一關(guān)系在非國(guó)有企業(yè)以及市場(chǎng)化程度較高地區(qū)表現(xiàn)更加顯著。[11]趙彥鋒等(2020)研究發(fā)現(xiàn)受國(guó)家“五年規(guī)劃”產(chǎn)業(yè)政策支持的行業(yè)公司表現(xiàn)出更高的并購(gòu)商譽(yù)，且這一現(xiàn)象在國(guó)有企業(yè)和市場(chǎng)化程度較低地區(qū)更加顯著。[12]趙欣等(2020)實(shí)證發(fā)現(xiàn)政府補(bǔ)貼會(huì)增加公司的并購(gòu)商譽(yù)，而代理成本與過度自信在其中發(fā)揮著中介傳導(dǎo)效應(yīng)。[13]

綜上研究，企業(yè)并購(gòu)商譽(yù)主要來自于并購(gòu)?fù)顿Y過程中支付的并購(gòu)溢價(jià)，雖然國(guó)內(nèi)外學(xué)者分別從管理層特征(如過度自信、機(jī)會(huì)主義動(dòng)機(jī))、企業(yè)內(nèi)部治理(如薪酬激勵(lì)程度、內(nèi)部控制質(zhì)量、社會(huì)責(zé)任承擔(dān))、行業(yè)的“同伴效應(yīng)”或主并方行業(yè)市場(chǎng)錯(cuò)誤定價(jià)、公共監(jiān)管(如審計(jì)監(jiān)督、機(jī)構(gòu)投資者監(jiān)督)以及政府行為(如政府補(bǔ)貼、產(chǎn)業(yè)政策支持)等視角對(duì)并購(gòu)商譽(yù)形成的原因分別進(jìn)行了探討，然而現(xiàn)有研究并沒有關(guān)注企業(yè)前期的投資行為對(duì)企業(yè)并購(gòu)決策經(jīng)濟(jì)后果所帶來的影響。實(shí)際上企業(yè)前期投資行為會(huì)通過影響融資約束松緊、投資經(jīng)驗(yàn)學(xué)習(xí)積累、企業(yè)投資業(yè)務(wù)延續(xù)性、企業(yè)長(zhǎng)期發(fā)展戰(zhàn)略等進(jìn)而影響企業(yè)當(dāng)期的投資項(xiàng)目選擇，因此，在考察并購(gòu)商譽(yù)形成原因時(shí)有必要將企業(yè)前期的投資行為表現(xiàn)考慮進(jìn)來，否則可能會(huì)得到錯(cuò)誤的研究結(jié)論。然而目前鮮有學(xué)者對(duì)并購(gòu)企業(yè)前期投資行為表現(xiàn)與并購(gòu)商譽(yù)之間的關(guān)系展開深入探討，由于非效率投資程度是企業(yè)投資行為表現(xiàn)的重要衡量，因此，本文將從并購(gòu)企業(yè)前期非效率投資行為視角來實(shí)證探討其對(duì)企業(yè)并購(gòu)商譽(yù)產(chǎn)生的影響，并進(jìn)一步考察不同地區(qū)市場(chǎng)化發(fā)展水平對(duì)前兩者關(guān)系可能造成的影響效應(yīng)差異，以彌補(bǔ)以往文獻(xiàn)中存在的不足。

三、理論分析與研究假設(shè)

在信息完全對(duì)稱，不存在代理問題的完美資本市場(chǎng)假說中，企業(yè)投資選擇完全由投資機(jī)會(huì)決定，可以實(shí)現(xiàn)最優(yōu)投資水平。[27-28]然而，在現(xiàn)實(shí)經(jīng)濟(jì)中存在信息不對(duì)稱、交易成本和委托-代理等問題，使得企業(yè)很難實(shí)現(xiàn)理想狀態(tài)中的最優(yōu)投資水平，企業(yè)在進(jìn)行投資活動(dòng)中容易出現(xiàn)投資過度或投資不足等現(xiàn)象，即出現(xiàn)非效率投資行為。[29-33]企業(yè)并購(gòu)是實(shí)現(xiàn)規(guī)模擴(kuò)張、發(fā)揮協(xié)同優(yōu)勢(shì)、增強(qiáng)市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)力的重要投資手段，然而由于企業(yè)管理者在投資決策過程中受到內(nèi)外部各種因素影響，可能導(dǎo)致企業(yè)投資規(guī)模偏離最優(yōu)投資水平從而導(dǎo)致投資低效率現(xiàn)象。其中，企業(yè)過去的投資行為表現(xiàn)會(huì)影響到企業(yè)當(dāng)前投資行為選擇過程，這主要基于以下三個(gè)方面：第一，企業(yè)的投資過程從總體上服從于企業(yè)的整體發(fā)展戰(zhàn)略，當(dāng)面臨市場(chǎng)環(huán)境不穩(wěn)定變化時(shí)，企業(yè)出于穩(wěn)定發(fā)展的需要一般會(huì)出現(xiàn)戰(zhàn)略性投資收縮和擴(kuò)張的連續(xù)過程，當(dāng)企業(yè)前期采取收縮性投資策略而積蓄資源力量時(shí)(如經(jīng)驗(yàn)積累、技術(shù)學(xué)習(xí)、人才培養(yǎng)等)，企業(yè)當(dāng)期則會(huì)抓住有利時(shí)機(jī)而實(shí)施擴(kuò)張性投資策略選擇；第二，從企業(yè)內(nèi)部資金積累和外部融資約束程度分析，企業(yè)前期的投資不足雖然在短期內(nèi)會(huì)造成企業(yè)投資低效率，但從長(zhǎng)期發(fā)展視角來看，則有利于企業(yè)內(nèi)部資金積累，降低企業(yè)財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)并有利于緩解外部融資約束，從而為企業(yè)后期的投資擴(kuò)張過程提供比較充裕的投資資金支持；第三，從外部經(jīng)濟(jì)政策環(huán)境和企業(yè)市場(chǎng)投資機(jī)會(huì)分析，一般國(guó)家或區(qū)域出于經(jīng)濟(jì)長(zhǎng)期穩(wěn)定發(fā)展考慮而實(shí)施緊縮性和寬松性政策交替的政策工具(如實(shí)施緊縮銀根或放松銀根的貨幣政策、實(shí)行嚴(yán)格的環(huán)保監(jiān)管或放松環(huán)保監(jiān)管政策等)，以防止經(jīng)濟(jì)出現(xiàn)過冷或過熱現(xiàn)象，而這會(huì)影響到企業(yè)外部資本市場(chǎng)投資機(jī)會(huì)的選擇，包括可能出現(xiàn)有利的交易機(jī)會(huì)和不利的交易機(jī)會(huì)，進(jìn)而影響到企業(yè)的長(zhǎng)期投資決策選擇。當(dāng)企業(yè)上期因經(jīng)濟(jì)緊縮性財(cái)政、貨幣或產(chǎn)業(yè)政策的實(shí)施而采取收縮性投資策略并導(dǎo)致企業(yè)投資不足時(shí)，則企業(yè)當(dāng)期在面臨寬松性政策時(shí)會(huì)采用抓住有利時(shí)機(jī)而實(shí)施擴(kuò)張性投資選擇。因此本文提出假設(shè)1。

假設(shè)1：并購(gòu)企業(yè)上期非效率投資程度越高，則企業(yè)當(dāng)期并購(gòu)商譽(yù)價(jià)值越高。

地區(qū)市場(chǎng)化作為一種外部制度環(huán)境，會(huì)對(duì)企業(yè)的并購(gòu)?fù)顿Y行為產(chǎn)生一定的激勵(lì)與約束影響。首先，隨著地區(qū)市場(chǎng)化發(fā)展程度的提升，市場(chǎng)價(jià)格信息反映機(jī)制、公平市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)機(jī)制以及反壟斷監(jiān)督機(jī)制等增強(qiáng)，行業(yè)內(nèi)企業(yè)產(chǎn)品之間的市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)加劇，從而使得企業(yè)管理者更具市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)壓力緊迫感。部分企業(yè)為了實(shí)現(xiàn)短期內(nèi)快速提升市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)力以增強(qiáng)市場(chǎng)壟斷勢(shì)力的目的，容易產(chǎn)生通過并購(gòu)重組等投資手段來實(shí)現(xiàn)規(guī)模擴(kuò)張以獲取壟斷競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)的沖動(dòng)，加之如果受市場(chǎng)非理性風(fēng)潮影響，則容易在并購(gòu)?fù)顿Y過程中支付過高的交易價(jià)格。其次，隨著地區(qū)市場(chǎng)化發(fā)展程度的提升，企業(yè)與外部投資者之間的信息不對(duì)稱問題會(huì)由于更健全的投資者法律保護(hù)機(jī)制、更加完善的要素市場(chǎng)以及中介組織等而得到極大的改善，緩解了企業(yè)面臨的外部融資約束，使得企業(yè)更容易從外部渠道獲取并購(gòu)?fù)顿Y所需資金，并容易導(dǎo)致企業(yè)在投資過程中支付較高的溢價(jià)。而隨著金融市場(chǎng)化和利率市場(chǎng)化水平的提升，金融機(jī)構(gòu)之間的競(jìng)爭(zhēng)加劇，也使得企業(yè)能夠以相對(duì)較低的成本籌集到所需資金用于實(shí)施并購(gòu)?fù)顿Y活動(dòng)。最后，隨著資本市場(chǎng)基礎(chǔ)設(shè)施和市場(chǎng)中介組織的不斷完善，市場(chǎng)信息透明度不斷提升，也增加了并購(gòu)企業(yè)尋找被市場(chǎng)低估投資對(duì)象的難度，并購(gòu)?fù)顿Y者之間的互相競(jìng)爭(zhēng)等迫使并購(gòu)企業(yè)為實(shí)現(xiàn)并購(gòu)目的須支付較高的并購(gòu)溢價(jià)。因此，本文提出假設(shè)2。

假設(shè)2：地區(qū)市場(chǎng)化水平越高，則企業(yè)非效率投資對(duì)并購(gòu)商譽(yù)的正相關(guān)關(guān)系將會(huì)得到增強(qiáng)。

四、研究設(shè)計(jì)

(一)變量定義

1.被解釋變量

借鑒Giner和Pardo(2014)[34]、鄭海英等(2014)[35]的研究，本文選取上市公司資產(chǎn)負(fù)債表中所披露的商譽(yù)凈額來衡量上市公司并購(gòu)商譽(yù)，同時(shí)為了消除因公司規(guī)模不同所帶來的影響差異，本文通過商譽(yù)凈額除以總資產(chǎn)進(jìn)行了標(biāo)準(zhǔn)化處理，即并購(gòu)商譽(yù)價(jià)值(Goodwill=商譽(yù)凈額/期末總資產(chǎn))。同時(shí)，并購(gòu)商譽(yù)屬于企業(yè)特殊的無形資產(chǎn)，為了避免企業(yè)負(fù)債規(guī)模不同所帶來的干擾影響，本文進(jìn)一步定義并購(gòu)商譽(yù)價(jià)值=商譽(yù)凈額/期末凈資產(chǎn)，并進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

2.解釋變量與調(diào)節(jié)變量

本文的主要解釋變量為企業(yè)非效率投資程度，借鑒Richardson(2006)[31]、劉慧龍等(2014)[36]的模型來估計(jì)企業(yè)非效率投資程度。具體模型如下：

Investt=α0+α1Growtht-1+α2Levt-1+α3Casht-1+α4Aget-1+α5Sizet-1+α6Returnst-1+α7Investt-1+∑Year+∑Industry+ξ

(1)

式(1)中，Invest為新增投資，Invest=(資本支出+并購(gòu)支出-出售長(zhǎng)期資產(chǎn)收入-折舊)/總資產(chǎn)。其中，資本支出為現(xiàn)金流量表(直接法)中的“購(gòu)買固定資產(chǎn)、無形資產(chǎn)及其他長(zhǎng)期資產(chǎn)的支出”項(xiàng)目；并購(gòu)支出為現(xiàn)金流量表(直接法)中的“取得子公司及其他營(yíng)業(yè)單位支付的現(xiàn)金凈額”項(xiàng)目；出售長(zhǎng)期資產(chǎn)收入為現(xiàn)金流量表(直接法)中的“處置固定資產(chǎn)、無形資產(chǎn)和其他長(zhǎng)期資產(chǎn)收回的資產(chǎn)凈額”項(xiàng)目；折舊為現(xiàn)金流量表(直接法)中的“當(dāng)期折舊費(fèi)用”；Growth為公司的投資機(jī)會(huì)，它等于上期營(yíng)業(yè)收入的增長(zhǎng)率；Lev為公司的資產(chǎn)負(fù)債率，它等于總負(fù)債除以總資產(chǎn)；Cash等于現(xiàn)金及現(xiàn)金等價(jià)物除以總資產(chǎn)；Age為公司的上市年限，它等于公司上市年限的自然對(duì)數(shù)；Size為公司規(guī)模，它等于公司總資產(chǎn)的自然對(duì)數(shù)；Returns為公司股票年度回報(bào)，采用考慮現(xiàn)金紅利再投資的年個(gè)股回報(bào)率。此外，模型(1)還控制了行業(yè)效應(yīng)和年度效應(yīng)，模型(1)估計(jì)的殘差(即實(shí)際投資規(guī)模減去估計(jì)最佳投資規(guī)模)的絕對(duì)值(Ineffinvest)，即為衡量企業(yè)非效率投資的指標(biāo)，其值越大則企業(yè)非效率投資程度越高；反之，則越低。

本文的主要調(diào)節(jié)變量為地區(qū)市場(chǎng)化發(fā)展水平，主要通過上市公司注冊(cè)地所在省份的年度市場(chǎng)化發(fā)展程度指數(shù)來進(jìn)行衡量。市場(chǎng)化發(fā)展水平指數(shù)數(shù)據(jù)來自王小魯、樊綱等編制的《中國(guó)分省份市場(chǎng)化指數(shù)報(bào)告(2018)》(1)注：該指數(shù)報(bào)告為當(dāng)前最新版本，但僅計(jì)算到我國(guó)大陸31個(gè)省份從2008-2016年的市場(chǎng)化分項(xiàng)指數(shù)及總指數(shù)得分，而本文的研究樣本區(qū)間到2018年，本文以2008-2016年數(shù)據(jù)為歷史樣本，通過采用多種數(shù)學(xué)模型方法進(jìn)行時(shí)間序列回歸，并選取其中擬合程度最高和回歸方程最顯著的那個(gè)模型為標(biāo)準(zhǔn)進(jìn)行趨勢(shì)外推而得到2017和2018年的估計(jì)指數(shù)得分，通過回歸發(fā)現(xiàn)各模型的擬合程度至少都能達(dá)到85%以上，能夠較好地反映我國(guó)各個(gè)省份的市場(chǎng)化變化趨勢(shì)以及各省份之間的市場(chǎng)化程度差異。，其中，該報(bào)告中“地區(qū)市場(chǎng)化進(jìn)程指數(shù)”是根據(jù)大量的統(tǒng)計(jì)和調(diào)查資料，基于政府與市場(chǎng)的關(guān)系、非國(guó)有經(jīng)濟(jì)的發(fā)展、產(chǎn)品市場(chǎng)的發(fā)育程度、要素市場(chǎng)的發(fā)育程度以及市場(chǎng)中介發(fā)育和法律制度環(huán)境共5個(gè)重要維度來衡量地區(qū)市場(chǎng)化發(fā)展程度，并通過“主因子分析法”綜合加權(quán)編制而成，目前該指數(shù)得到了國(guó)內(nèi)學(xué)者的普遍認(rèn)可和借鑒。

3.控制變量

借鑒已有相關(guān)研究[31，37]，本文還控制了以下變量因素：企業(yè)規(guī)模(Lnasset)、企業(yè)成長(zhǎng)性(Growth)、財(cái)務(wù)杠桿水平(Lev)、資金周轉(zhuǎn)率(Turnover)、現(xiàn)金持有量(Cash)、盈利水平(ROA)、第一大股東持股比例(First)、高管持股比例(Mshare)、董事會(huì)人數(shù)規(guī)模(Board)、董事會(huì)獨(dú)立性(Outdir)、是否兩職合一(Dual)、公司上市年限(Lnage)，以及行業(yè)效應(yīng)和年度效應(yīng)等。所有變量定義如表1所示。

表1 變量定義

(二)模型構(gòu)建

為了檢驗(yàn)并購(gòu)企業(yè)非效率投資程度與并購(gòu)商譽(yù)之間的影響關(guān)系，以及地區(qū)市場(chǎng)化發(fā)展水平在其中所造成的影響效應(yīng)差異，構(gòu)建了如下模型：

Goodwilli,t=β0+β1Indexi,t-1+β2Ineffinvesti,t-1+β3C_Indexi,t-1×C_Ineffinvesti,t-1+

(2)

式(2)中：Goodwilli,t表示公司的并購(gòu)商譽(yù)；Indexi,t-1表示公司所在地區(qū)的市場(chǎng)化發(fā)展水平指數(shù)；Ineffinvesti,t-1表示公司非效率投資程度；C_Indexi,t-1×C_Ineffinvesti,t-1表示地區(qū)市場(chǎng)化水平與公司非效率投資程度的交互項(xiàng)，如果公司非效率投資程度對(duì)公司商譽(yù)價(jià)值的影響因地區(qū)市場(chǎng)化水平不同而表現(xiàn)差異，根據(jù)前文的假設(shè)2，則交互項(xiàng)系數(shù)β3應(yīng)顯著為正，其中，C_Indexi,t-1和C_Ineffinvesti,t-1分別表示地區(qū)市場(chǎng)化水平和非效率投資程度的去中心化的一階滯后項(xiàng)，以緩解可能存在的內(nèi)生性問題，并使得β1與β2能夠具有一定的獨(dú)立解釋能力；Xi,t表示其它控制變量因素，具體見表1中變量定義部分，在此不再重述；∑Industry和∑Year分別表示控制公司所在的行業(yè)效應(yīng)和年度效應(yīng)。

五、樣本選擇與描述性統(tǒng)計(jì)

本文以2010-2018年我國(guó)滬深A(yù)股非金融類上市公司為研究樣本，為了觀測(cè)數(shù)據(jù)的有效性，按照以下標(biāo)準(zhǔn)進(jìn)行了樣本篩選：(1)剔除數(shù)據(jù)不齊全、不連續(xù)、有異常值的公司，以保證數(shù)據(jù)的完整和連續(xù)性；(2)剔除審計(jì)意見為非標(biāo)準(zhǔn)無保留意見的公司；(3)剔除并購(gòu)商譽(yù)凈額為0的樣本公司；(4)剔除資不抵債的樣本公司。最終得到1951家上市公司共計(jì)9230個(gè)樣本觀測(cè)值所構(gòu)成的非平衡面板數(shù)據(jù)。為了消除極端值的影響，對(duì)連續(xù)型變量進(jìn)行了上下1%的winsorize縮尾處理。

表2報(bào)告了描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。Goodwill的平均值(中位數(shù))為0.044(0.007)，表示全部樣本企業(yè)中并購(gòu)商譽(yù)占總資產(chǎn)比例的平均值(中位數(shù))為4.4%(0.7%)，其最小值和最大值分別為0.00和0.438，標(biāo)準(zhǔn)差為0.085，表明樣本企業(yè)中并購(gòu)商譽(yù)所占比例相差非常大。Ineffinvest的平均值(中位數(shù))為0.024(0.016)，表示全部樣本企業(yè)中非效率投資規(guī)模占總資產(chǎn)比例的平均值(中位數(shù))為2.4%(1.6%)，其最小值和最大值分別為0.00和0.214，標(biāo)準(zhǔn)差為0.026，表明樣本企業(yè)非效率投資規(guī)模所占比例存在較大差異。Index的平均值(中位數(shù))為8.1(8.37)，表示樣本企業(yè)所在省份市場(chǎng)化指數(shù)的平均值(中位數(shù))為8.1分(8.37分)，其最小值和最大值分別為-0.3分和11.11分，標(biāo)準(zhǔn)差為1.857分，表明樣本企業(yè)所在省份之間的市場(chǎng)化發(fā)展水平相差較大。其它控制變量的描述性統(tǒng)計(jì)特征如表2所示。此外，受限于篇幅，沒有報(bào)告的統(tǒng)計(jì)結(jié)果顯示，變量之間不存在高度相關(guān)性，模型(2)的共線性問題不嚴(yán)重。

表2 描述性統(tǒng)計(jì)

六、實(shí)證結(jié)果與分析

(一)非效率投資程度與市場(chǎng)化發(fā)展水平交互項(xiàng)對(duì)企業(yè)并購(gòu)商譽(yù)的影響

表3報(bào)告了回歸結(jié)果。從全樣本回歸結(jié)果列(1)可以得知：Ineffinvestt-1的估計(jì)系數(shù)在1%水平上顯著大于0，表明企業(yè)非效率投資程度與并購(gòu)商譽(yù)在1%水平上顯著正相關(guān)，即企業(yè)上期非效率投資程度越高，則越會(huì)導(dǎo)致企業(yè)當(dāng)期并購(gòu)商譽(yù)的上升；Index的估計(jì)系數(shù)不顯著異于0，沒有證據(jù)表明地區(qū)市場(chǎng)化水平高低會(huì)對(duì)企業(yè)并購(gòu)商譽(yù)有單獨(dú)顯著影響；C_Ineffinvestt-1×C_Indext-1的估計(jì)系數(shù)為0.0429且在5%水平上顯著大于0，同時(shí)經(jīng)F檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)Ineffinvestt-1+C_Ineffinvestt-1×C_Indext-1的估計(jì)系數(shù)在1%水平上顯著異于0，表明隨著地區(qū)市場(chǎng)化發(fā)展水平的提升，并購(gòu)企業(yè)非效率投資程度與并購(gòu)商譽(yù)之間的正相關(guān)關(guān)系將會(huì)得到顯著增強(qiáng)。

為了檢驗(yàn)研究結(jié)果的可靠性，本文重新定義了企業(yè)非效率投資程度的估計(jì)方法。我們使用公司上期的TobinQ來重新衡量投資機(jī)會(huì)，并重新運(yùn)行模型(1)，估計(jì)出非效率投資程度指標(biāo)(Ineffinvest2)，進(jìn)而重新運(yùn)行模型(2)。表3的列(2)報(bào)告了最終檢驗(yàn)結(jié)果，發(fā)現(xiàn)Ineffinvest2的估計(jì)系數(shù)在1%水平上顯著大于0，C_Ineffinvest2t-1×C_Indext-1的估計(jì)系數(shù)在5%水平上顯著大于0，且經(jīng)過F檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)Ineffinvest2t-1+C_Ineffinvest2t-1×C_Indext-1的估計(jì)系數(shù)在1%水平上顯著異于0，同樣表明企業(yè)上期非效率投資程度越高，則越容易導(dǎo)致企業(yè)當(dāng)期并購(gòu)商譽(yù)的上升，且該正相關(guān)關(guān)系將隨著企業(yè)所在地區(qū)市場(chǎng)化發(fā)展水平的提升而得到增強(qiáng)，這與列(1)的研究結(jié)論完全一致。其它控制變量的影響關(guān)系與列(1)基本相同。因此，假設(shè)1與假設(shè)2得到了驗(yàn)證。

表3 回歸結(jié)果

(二)穩(wěn)健性檢驗(yàn)：改變非效率投資與并購(gòu)商譽(yù)的估計(jì)方法

以上研究結(jié)論的穩(wěn)健性，在很大程度上依賴于企業(yè)非效率投資程度和并購(gòu)商譽(yù)估計(jì)的可靠性，為此本文進(jìn)一步改變企業(yè)非效率投資程度的估計(jì)方法。Modigliani和Miller(1958)、Hayashi(1982)均認(rèn)為在有效的市場(chǎng)條件下，企業(yè)投資選擇應(yīng)當(dāng)只取決于投資機(jī)會(huì)。[27-28]因此，本文分別借鑒Verdi(2006)[38]、Biddle等(2009)[39]等的做法，運(yùn)用如下模型分年度和分行業(yè)來估計(jì)企業(yè)的投資效率：

Investt=β0+β1Growtht-1+ξ

(3)

同時(shí)，分別用企業(yè)上期營(yíng)業(yè)收入增長(zhǎng)率(Growth)和上期TobinQ來衡量企業(yè)的投資機(jī)會(huì)，并分別估計(jì)出企業(yè)最佳投資規(guī)模以及非效率投資程度指標(biāo)(Ineffinvest3和Ineffinvest4)，再重新運(yùn)行模型(2)來重復(fù)上述檢驗(yàn)過程，表4報(bào)告了最終檢驗(yàn)結(jié)果。由表4中列(1)和列(2)的回歸結(jié)果可知，Ineffinvest3和Ineffinvest4的估計(jì)系數(shù)在1%水平上均顯著大于0，C_Ineffinvest3t-1×C_Indext-1的估計(jì)系數(shù)和C_Ineffinvest4t-1×C_Indext-1的估計(jì)系數(shù)在5%水平上均顯著大于0，且經(jīng)過F檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)Ineffinvest3t-1+C_Ineffinvest3t-1×C_Indext-1和Ineffinvest4t-1+C_Ineffinvest4t-1×C_Indext-1在1%水平上亦均顯著異于0，同樣表明企業(yè)上期非效率投資程度越高，則越容易導(dǎo)致企業(yè)當(dāng)期并購(gòu)商譽(yù)的上升，并且該正相關(guān)關(guān)系將隨著企業(yè)所在地區(qū)市場(chǎng)化發(fā)展水平的提升而得到增強(qiáng)，這與前文的研究結(jié)論完全一致。

與此同時(shí)，本文進(jìn)一步改變企業(yè)并購(gòu)商譽(yù)的衡量方法。由于并購(gòu)商譽(yù)屬于企業(yè)的特殊無形資產(chǎn)，為了避免不同企業(yè)因舉債規(guī)模差異而對(duì)商譽(yù)價(jià)值的衡量帶來干擾影響，重新定義了并購(gòu)商譽(yù)(Goodwill2=期末商譽(yù)凈額/期末凈資產(chǎn))，并重復(fù)模型(1)和模型(2)的估計(jì)過程。表4報(bào)告了相應(yīng)的檢驗(yàn)結(jié)果，從列(3)和列(4)的回歸結(jié)果均發(fā)現(xiàn)，Ineffinvestt-1和Ineffinvest2t-1的估計(jì)系數(shù)均在1%水平上顯著正相關(guān)，同樣表明并購(gòu)企業(yè)上期非效率投資程度越高，則越容易導(dǎo)致企業(yè)當(dāng)期并購(gòu)商譽(yù)的上升；Indext-1的估計(jì)系數(shù)不顯著異于0，沒有證據(jù)表明地區(qū)市場(chǎng)化程度會(huì)對(duì)企業(yè)并購(gòu)商譽(yù)有單獨(dú)顯著影響；C_Ineffinvestt-1×C_Indext-1和C_Ineffinvest2t-1×C_Indext-1的估計(jì)系數(shù)均在5%水平上顯著正相關(guān)，表明隨著地區(qū)市場(chǎng)化發(fā)展水平的提升，并購(gòu)企業(yè)非效率投資程度與并購(gòu)商譽(yù)之間的正相關(guān)關(guān)系將會(huì)顯著增強(qiáng)，這進(jìn)一步支持了前文的研究結(jié)論。

表4 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

(三)考察不同企業(yè)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)所帶來的影響效應(yīng)差異

由于我國(guó)的基本經(jīng)濟(jì)制度特點(diǎn)，國(guó)有企業(yè)在國(guó)民經(jīng)濟(jì)中占據(jù)重要地位，甚至成為許多行業(yè)的主導(dǎo)性企業(yè)，對(duì)行業(yè)內(nèi)的重要經(jīng)營(yíng)性資源和市場(chǎng)定價(jià)活動(dòng)具有較大的壟斷勢(shì)力，并易于實(shí)施收購(gòu)兼并活動(dòng)。國(guó)有企業(yè)由于國(guó)有股權(quán)的存在，從而為政府部門實(shí)現(xiàn)某些公共政策等目標(biāo)而干預(yù)市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)活動(dòng)提供了渠道途徑。具體而言，一方面，國(guó)有企業(yè)由于自身在行業(yè)內(nèi)的優(yōu)勢(shì)以及存在某種政治關(guān)聯(lián)等，從而為國(guó)有企業(yè)實(shí)現(xiàn)并購(gòu)活動(dòng)提供了更為有利的資源或途徑手段等；另一方面，由于政府目標(biāo)與企業(yè)目標(biāo)利益不一致，在政府干預(yù)的情形下，國(guó)有企業(yè)容易偏離利潤(rùn)最大化或市場(chǎng)價(jià)值最大化目標(biāo)，同時(shí)，由于國(guó)有企業(yè)存在復(fù)雜的委托-代理關(guān)系以及預(yù)算軟約束等，導(dǎo)致國(guó)有企業(yè)投資效率可能偏離最優(yōu)化。[40]為了考察不同企業(yè)所有權(quán)性質(zhì)對(duì)前文研究結(jié)果所帶來的影響效應(yīng)差異，本文將全部樣本企業(yè)分成國(guó)有企業(yè)和非國(guó)有企業(yè)兩類子樣本。通過統(tǒng)計(jì)發(fā)現(xiàn)，全部樣本中國(guó)有企業(yè)共有3085家，占全部樣本企業(yè)的33.42%，非國(guó)有企業(yè)共有6145家，占全部樣本企業(yè)的66.58%，其中非國(guó)有企業(yè)中絕大部分為民營(yíng)企業(yè)。

表5報(bào)告了最終分組檢驗(yàn)結(jié)果，從列(1)回歸結(jié)果得知，對(duì)于國(guó)有企業(yè)樣本，Ineffinvestt-1的估計(jì)系數(shù)在1%水平上顯著大于0，表明國(guó)有企業(yè)上期非效率投資程度越高，則越容易導(dǎo)致企業(yè)當(dāng)期并購(gòu)商譽(yù)的上升；Indext-1的估計(jì)系數(shù)不顯著異于0，沒有證據(jù)表明地區(qū)市場(chǎng)化發(fā)展水平會(huì)對(duì)國(guó)有企業(yè)并購(gòu)商譽(yù)產(chǎn)生單獨(dú)顯著影響；C_Ineffinvestt-1×C_Indext-1的估計(jì)系數(shù)在5%水平上顯著大于0，且經(jīng)過F檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)Ineffinvestt-1+C_Ineffinvestt-1×C_Indext-1的估計(jì)系數(shù)在1%水平上顯著異于0，表明隨著地區(qū)市場(chǎng)化發(fā)展水平的提升，國(guó)有企業(yè)非效率投資程度與并購(gòu)商譽(yù)之間的正相關(guān)關(guān)系將會(huì)得到增強(qiáng)。從列(2)的回歸結(jié)果可知，對(duì)于非國(guó)有企業(yè)，Ineffinvestt-1的估計(jì)系數(shù)在10%水平上大于0，表明非國(guó)有企業(yè)上期非效率投資程度也會(huì)對(duì)企業(yè)當(dāng)期并購(gòu)商譽(yù)產(chǎn)生一定的正向影響，但較之于國(guó)有企業(yè)，非國(guó)有企業(yè)Ineffinvestt-1的估計(jì)系數(shù)與顯著性水平明顯較小，即表明相比非國(guó)有企業(yè)，國(guó)有企業(yè)非效率投資程度與并購(gòu)商譽(yù)之間的正相關(guān)關(guān)系更加顯著；Indext-1和C_Ineffinvestt-1×C_Indext-1的估計(jì)系數(shù)均不顯著，即沒有證據(jù)表明地區(qū)市場(chǎng)化發(fā)展水平會(huì)對(duì)非國(guó)有企業(yè)非效率投資與并購(gòu)商譽(yù)之間的關(guān)系產(chǎn)生顯著調(diào)節(jié)影響。

表5 回歸結(jié)果(子樣本)

(四)考察企業(yè)非效率投資類型所帶來的影響效應(yīng)差異

考慮到企業(yè)非效率投資程度與并購(gòu)商譽(yù)之間的關(guān)系可能與非效率投資的類型有關(guān)，為此，本文將非效率投資分為投資過度(模型(1)的殘差大于0)和投資不足(模型(1)的殘差小于0)兩種情況，并將全部樣本分為投資不足和投資過度兩個(gè)子樣本分別進(jìn)行回歸檢驗(yàn)，表6報(bào)告了相應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果。在投資過度子樣本回歸中，沒有發(fā)現(xiàn)Ineffinvestt-1與并購(gòu)商譽(yù)存在顯著影響關(guān)系，亦沒有發(fā)現(xiàn)C_Ineffinvestt-1×C_Indext-1與并購(gòu)商譽(yù)存在顯著影響關(guān)系，即沒有證據(jù)表明企業(yè)上期投資過度會(huì)導(dǎo)致企業(yè)當(dāng)期并購(gòu)商譽(yù)的上升。在投資不足子樣本回歸結(jié)果中，Ineffinvestt-1的估計(jì)系數(shù)在1%水平上顯著大于0，表明企業(yè)上期投資不足程度越高，則越容易導(dǎo)致企業(yè)當(dāng)期并購(gòu)商譽(yù)的上升；C_Ineffinvestt-1×C_Indext-1的估計(jì)系數(shù)在5%水平上顯著正大于0，且經(jīng)F檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)Ineffinvestt-1+C_Ineffinvestt-1×C_Indext-1在1%水平上顯著異于0，表明企業(yè)上期投資不足程度越高，越容易導(dǎo)致企業(yè)當(dāng)期并購(gòu)商譽(yù)的上升，且該正相關(guān)關(guān)系將隨著地區(qū)市場(chǎng)化發(fā)展水平的提升而得到增強(qiáng)。因此，結(jié)合前文研究結(jié)果，我們可以得出：企業(yè)非效率投資程度對(duì)并購(gòu)商譽(yù)的正相關(guān)影響主要來源于企業(yè)上期投資不足，并且隨著地區(qū)市場(chǎng)化發(fā)展水平的提升，該正向影響效應(yīng)將會(huì)得到增強(qiáng)。以上檢驗(yàn)結(jié)果也進(jìn)一步支持了前文的研究結(jié)論。

表6 回歸結(jié)果(子樣本)

七、研究結(jié)論與建議

近年來我國(guó)資本市場(chǎng)上企業(yè)并購(gòu)活動(dòng)愈發(fā)活躍，由此帶來的并購(gòu)商譽(yù)不斷上升以及不斷爆出的上市公司計(jì)提巨額商譽(yù)減值的事件，引起了市場(chǎng)投資者等廣泛關(guān)注。然而，我國(guó)資本市場(chǎng)并購(gòu)商譽(yù)不斷上升究竟是反映了并購(gòu)企業(yè)的理性投資選擇，還是由于并購(gòu)企業(yè)非效率投資所造成的經(jīng)濟(jì)后果？本文以2010-2018年我國(guó)滬深A(yù)股非金融類上市公司為研究樣本，實(shí)證考察了并購(gòu)企業(yè)前期非效率投資行為與企業(yè)并購(gòu)商譽(yù)之間的影響關(guān)系，以及不同地區(qū)市場(chǎng)化發(fā)展水平對(duì)前兩者關(guān)系所帶來的影響效應(yīng)差異，研究結(jié)果發(fā)現(xiàn)：并購(gòu)企業(yè)上期非效率投資程度越高，則越會(huì)導(dǎo)致企業(yè)當(dāng)期并購(gòu)商譽(yù)的上升；地區(qū)市場(chǎng)化發(fā)展水平越高，則并購(gòu)企業(yè)非效率投資程度與并購(gòu)商譽(yù)之間的正相關(guān)關(guān)系將會(huì)得到增強(qiáng)。進(jìn)一步研究發(fā)現(xiàn)，上述研究結(jié)果主要存在于國(guó)有企業(yè)中，并且相比于非國(guó)有企業(yè)，國(guó)有企業(yè)非效率投資程度與并購(gòu)商譽(yù)之間的正相關(guān)關(guān)系更加顯著；而并購(gòu)企業(yè)上期投資不足是導(dǎo)致企業(yè)當(dāng)期并購(gòu)商譽(yù)上升的重要成因。本文彌補(bǔ)了以往關(guān)于并購(gòu)企業(yè)前期投資行為與并購(gòu)商譽(yù)之間關(guān)系研究的不足，研究結(jié)論對(duì)于理解并購(gòu)商譽(yù)形成的原因提供了重要的認(rèn)識(shí)和經(jīng)驗(yàn)證據(jù)支持，豐富了國(guó)內(nèi)外關(guān)于并購(gòu)商譽(yù)形成原因的相關(guān)文獻(xiàn)；同時(shí)，有助于理解地區(qū)市場(chǎng)化制度環(huán)境水平在企業(yè)并購(gòu)活動(dòng)中所起的重要市場(chǎng)調(diào)節(jié)作用，深化認(rèn)識(shí)企業(yè)低效率投資行為可能產(chǎn)生的經(jīng)濟(jì)后果，并為資本市場(chǎng)投資者做出理性投資決策提供重要啟示。

我國(guó)現(xiàn)行會(huì)計(jì)準(zhǔn)則中所提的商譽(yù)主要是指企業(yè)并購(gòu)商譽(yù)，由于企業(yè)自創(chuàng)商譽(yù)和因并購(gòu)協(xié)同效應(yīng)所產(chǎn)生的合創(chuàng)商譽(yù)價(jià)值難以有效獲取，因此，本文沒有研究非效率投資行為對(duì)企業(yè)自創(chuàng)商譽(yù)和合創(chuàng)商譽(yù)所帶來的影響。首先，隨著我國(guó)資本市場(chǎng)國(guó)際化開放程度的進(jìn)一步提升和企業(yè)會(huì)計(jì)準(zhǔn)則國(guó)際趨同的趨勢(shì)背景下，建議將企業(yè)商譽(yù)進(jìn)行重新定義，并將并購(gòu)商譽(yù)劃分為“并購(gòu)日商譽(yù)”和“并購(gòu)后商譽(yù)”，以進(jìn)一步考察企業(yè)非效率投資行為對(duì)企業(yè)并購(gòu)日商譽(yù)和并購(gòu)后商譽(yù)所生的影響差異及其所產(chǎn)生的經(jīng)濟(jì)后果；其次，制定企業(yè)長(zhǎng)期發(fā)展戰(zhàn)略規(guī)劃，完善企業(yè)內(nèi)部治理機(jī)制和投融資資金安排，注重企業(yè)長(zhǎng)期價(jià)值并避免企業(yè)短視投資行為造成的低效率所帶來的不利經(jīng)濟(jì)后果；最后，建立并完善我國(guó)并購(gòu)商譽(yù)公允價(jià)值事前、事中與事后的公信評(píng)估機(jī)制，不斷提升商譽(yù)會(huì)計(jì)信息質(zhì)量，為我國(guó)資本市場(chǎng)國(guó)際化營(yíng)造理性健康的投資環(huán)境和增強(qiáng)我國(guó)企業(yè)國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力打下堅(jiān)實(shí)的基礎(chǔ)。