市場化發展水平、非效率投資與并購商譽

張安軍， 葉 彤

(浙江財經大學 會計學院，浙江 杭州 310018)

一、引 言

當前中國經濟正處于由高速增長向高質量發展轉變的關鍵時期，并購重組作為企業優化資源配置、增強市場競爭力的重要手段，日益得到企業的重視和運用。近些年在相關政策支持下，越來越多的企業投入到并購重組的浪潮之中。據Wind數據庫顯示，2007年末A股上市公司對商譽進行披露的公司數量為564家，商譽金額僅為386.62億元，而到了2019年末，這兩項數值分別為2075家和1.39萬億元，13年間存在商譽的公司數量增長了3.7倍，而商譽總額增長了36倍！據最新數據統計，至2020年9月底，我國A股共有2131家上市公司存在商譽，占全部A股上市公司數量的比例為49.1%，其中有248家公司的商譽占凈資產的比例超過了30%，94家公司的商譽占凈資產的比例超過了50%，35家公司商譽占凈資產的比例超過了75%，甚至有17家公司商譽占凈資產比例超過了100%！

并購活動興盛和并購商譽快速增長反映了我國資本市場投資活躍，但如此巨額的并購商譽也帶來了潛在商譽減值和業績變臉風險。以2018年末為例，A股共有871家上市公司計提商譽減值損失，累計金額超過1658.6億元，占2018年歸屬母公司凈利潤的10.77%，使得公司凈利潤大幅縮水，嚴重拖累了公司業績，損害了市場投資者利益。2018年11月16日，證監會發布了《會計監管風險提示第8號——商譽減值》，就商譽減值的會計監管風險進行提示，也表明了監管層對該問題的重視。資本市場頻現上市公司計提巨額商譽減值事件引起了社會廣泛關注，并引發了學者們對企業并購過程中合理商譽價值和巨額商譽產生原因的思考。

商譽一般分為自創商譽和并購商譽，然而在我國財政部會計準則中并不承認企業自創商譽。《國際財務報告準則第3號——企業合并》(2008)對商譽定義為企業合并中取得的、不能單獨辨認但能給企業帶來未來經濟利益流入的資產。我國財政部2006年頒布的《企業會計準則第20號——企業合并》對商譽定義如下：商譽是在“非同一控制下企業合并中，購買方對合并成本大于合并中取得的被購買方可辨認凈資產公允價值份額的差額部分”，這部分超出被并購方凈資產的差額部分即確認為并購商譽，預期在并購發生后能給并購企業帶來超額收益。

在企業并購商譽形成動因及商譽減值過程中，國內外不同學者分別從企業管理層機會主義動機[1-3]、管理層過度自信[4-5]、內部薪酬激勵契約[6]、內部控制質量[7]、企業社會責任[8]、外部行業“同伴效應”或主并行業定價效應[9-10]、高質量審計[11]、產業政策[12]、政府補貼[13]以及公共審計監督[14]等視角進行了相關探討，然而現有研究并沒有關注企業前期投資行為對企業并購溢價及商譽形成產生的影響。實際上企業前期投資行為會通過影響融資約束松緊、投資經驗學習積累、企業業務延續性以及企業長期發展戰略規劃等進而影響企業當期的投資項目選擇行為，因此，在考察并購商譽形成原因時有必要將企業前期的投資行為表現考慮進來，否則可能會得到錯誤的研究結論。非效率投資程度是企業投資行為表現的重要衡量，然而目前鮮有學者對并購企業前期非效率投資行為表現與并購商譽之間的關系展開深入探討。與此同時，地區市場化發展程度作為企業經營過程中面臨的重要外部治理機制及基礎設施建設機制，會對企業管理者的并購投資決策行為及其經濟后果產生一定的影響作用。因此，本文以2010-2018年我國滬深A股非金融類上市公司為研究樣本，實證考察了并購企業前期非效率投資行為與并購商譽之間的影響關系，并且進一步探討了不同地區市場化發展水平對前兩者之間關系可能造成的影響效應差異，其目的在于回答以下兩個問題：(1)并購企業前期非效率投資行為是否為導致企業當期并購商譽上升的重要原因？(2)地區市場化發展水平是否會對企業非效率投資與并購商譽之間的關系產生顯著調節效應。研究結論表明，并購企業上期非效率投資程度越高，則越容易導致企業當期并購商譽的上升；地區市場化發展水平越高，則并購企業非效率投資與并購商譽之間的正相關關系將會得到顯著增強。

本文的主要貢獻體現如下：首先，通過考察并購企業非效率投資程度與并購商譽之間的影響關系，發現并購企業上期非效率投資是導致企業當期并購商譽上升的重要原因，從而為我國近年來資本市場日益活躍的企業并購活動和頻現的巨額商譽減值事件提供了重要經驗證據支持，彌補了以往相關研究中存在的不足；其次，通過考察不同地區市場化發展水平對并購企業非效率投資與并購商譽之間的調節影響效應，發現地區市場化發展水平對兩者之間的關系具有顯著的正向調節影響，從而進一步深化了地區市場化制度環境在并購商譽形成過程中所起到的重要市場調節作用的認識，豐富了并購商譽形成動因的相關文獻。

二、文獻綜述

隨著近年來上市公司頻現計提巨額商譽減值的事件，并購商譽是否真實反映了其資產的價值？擬或是并購商譽被高估從而成為企業并購風險的“蓄水池”[9]？商譽減值是否成為企業高管進行盈余管理的一種手段[15-19]？并購商譽估值的合理性及其產生的原因一直是國內外學者關注的重要話題。對于企業商譽估值是否合理，國內外學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值論、超額收益論和總計價賬戶論具有較大的社會影響力[20]。我國著名學者葛家澍等(2007)基本認同超額收益理論，并在總結以往文獻基礎上認為：“商譽是可以為公司帶來超額盈利的一切有利的要素和情形，商譽是預期未來超額盈利能力的貼現值，商譽是公司總體價值與單個可辨認凈資產價值的差額。”[21]雖然超額收益理論在對商譽價值定義時比較流行，但在實務當中仍然存在定量評估的困難，包括對并購后未來收益的預估、貼現率的確定以及公允市場價格的參考等因素，這為并購企業商譽高估和后續商譽減值風險埋下了隱患。Holthausen和Watts(2001)認為如果活躍交易的市場價格不存在，那么公允價值將無法得到證實，而商譽減值問題也將無法有效解決。[17]Ramanna(2008)認為商譽減值需要基于對公允價值的確認，這就加大了管理層披露商譽的機會主義動機。[1]現實中，企業管理者可通過巨額商譽減值沖銷的“大洗澡”方式來平滑盈余等[22]，通過延期和擇機來確認商譽減值的損失[23]，利用SFAS142延遲商譽減值操縱收益[24]，或通過現金流量管理以達到向審計師和分析師掩蓋需要計提商譽減值的事實[25]等。從商譽及商譽減值形成的原因來看，Bens(2010)認為企業內部環境中高管的薪酬激勵契約與股票市場波動會影響商譽及其減值的會計選擇[6]；Glaum等(2017)則認為外部環境中有效的公共監管(如審計監督和機構投資者監督)會有助于督促企業及時計提商譽減值損失[14]。

與此同時，國內部分學者對我國上市公司并購商譽的形成原因進行了相關實證分析。如傅超等(2015)以2011-2013年我國創業板中發生并購行為的上市公司為研究樣本，實證發現創業板上市公司的并購商譽明顯受到行業中“同伴效應”的非理性影響，這種效應主要產生于并購公司對行業內領先者的模仿。[9]同時，傅超等(2016)以2007-2013年中國A股非金融類上市公司為樣本，實證發現中國上市公司的并購商譽從總體上能帶來超額收益，但是創業板上市公司除外，表明在我國創業板上市公司并購商譽中普遍存在商譽價值虛高而面臨減值的風險。[26]曾江洪等(2020)以2010-2018年A股市場上市公司為對象，也實證發現主并方所在行業系統性錯誤定價正向影響了并購商譽，而并購支付方式在其中起到一定中介調節作用。[10]李丹蒙等(2018)、吳定玉等(2020)分別以我國滬深A股上市公司為樣本，通過實證得出管理層過度自信是導致公司當年新增商譽增多的原因之一，而且在非國有控股公司中表現更明顯。[4-5]陳耿和嚴彩紅(2020)、閆華紅和王亞茹(2020)分別通過實證研究發現管理層代理沖突越嚴重或管理層權力越大的企業并購商譽規模越大。[2-3]張新民等(2018)以2007-2015年我國A股上市公司為研究樣本，實證發現公司內部控制對并購商譽泡沫具有顯著的抑制效應，即公司內部控制質量越高，并購形成的超額商譽越低，并且這一抑制效應主要發生于非國有企業和市場化程度較高的地區。[7]許罡(2020)研究發現企業社會責任履行越好，則越能有效抑制商譽泡沫，且這種現象主要在非國有企業中更加顯著。[8]郭照蕊和黃俊(2020)以2007-2017年我國A股上市公司為樣本，實證發現由國際“四大”審計的公司比非國際“四大”審計的公司披露的超額商譽更低，且這一關系在非國有企業以及市場化程度較高地區表現更加顯著。[11]趙彥鋒等(2020)研究發現受國家“五年規劃”產業政策支持的行業公司表現出更高的并購商譽，且這一現象在國有企業和市場化程度較低地區更加顯著。[12]趙欣等(2020)實證發現政府補貼會增加公司的并購商譽，而代理成本與過度自信在其中發揮著中介傳導效應。[13]

綜上研究，企業并購商譽主要來自于并購投資過程中支付的并購溢價，雖然國內外學者分別從管理層特征(如過度自信、機會主義動機)、企業內部治理(如薪酬激勵程度、內部控制質量、社會責任承擔)、行業的“同伴效應”或主并方行業市場錯誤定價、公共監管(如審計監督、機構投資者監督)以及政府行為(如政府補貼、產業政策支持)等視角對并購商譽形成的原因分別進行了探討，然而現有研究并沒有關注企業前期的投資行為對企業并購決策經濟后果所帶來的影響。實際上企業前期投資行為會通過影響融資約束松緊、投資經驗學習積累、企業投資業務延續性、企業長期發展戰略等進而影響企業當期的投資項目選擇，因此，在考察并購商譽形成原因時有必要將企業前期的投資行為表現考慮進來，否則可能會得到錯誤的研究結論。然而目前鮮有學者對并購企業前期投資行為表現與并購商譽之間的關系展開深入探討，由于非效率投資程度是企業投資行為表現的重要衡量，因此，本文將從并購企業前期非效率投資行為視角來實證探討其對企業并購商譽產生的影響，并進一步考察不同地區市場化發展水平對前兩者關系可能造成的影響效應差異，以彌補以往文獻中存在的不足。

三、理論分析與研究假設

在信息完全對稱，不存在代理問題的完美資本市場假說中，企業投資選擇完全由投資機會決定，可以實現最優投資水平。[27-28]然而，在現實經濟中存在信息不對稱、交易成本和委托-代理等問題，使得企業很難實現理想狀態中的最優投資水平，企業在進行投資活動中容易出現投資過度或投資不足等現象，即出現非效率投資行為。[29-33]企業并購是實現規模擴張、發揮協同優勢、增強市場競爭力的重要投資手段，然而由于企業管理者在投資決策過程中受到內外部各種因素影響，可能導致企業投資規模偏離最優投資水平從而導致投資低效率現象。其中，企業過去的投資行為表現會影響到企業當前投資行為選擇過程，這主要基于以下三個方面：第一，企業的投資過程從總體上服從于企業的整體發展戰略，當面臨市場環境不穩定變化時，企業出于穩定發展的需要一般會出現戰略性投資收縮和擴張的連續過程，當企業前期采取收縮性投資策略而積蓄資源力量時(如經驗積累、技術學習、人才培養等)，企業當期則會抓住有利時機而實施擴張性投資策略選擇；第二，從企業內部資金積累和外部融資約束程度分析，企業前期的投資不足雖然在短期內會造成企業投資低效率，但從長期發展視角來看，則有利于企業內部資金積累，降低企業財務風險并有利于緩解外部融資約束，從而為企業后期的投資擴張過程提供比較充裕的投資資金支持；第三，從外部經濟政策環境和企業市場投資機會分析，一般國家或區域出于經濟長期穩定發展考慮而實施緊縮性和寬松性政策交替的政策工具(如實施緊縮銀根或放松銀根的貨幣政策、實行嚴格的環保監管或放松環保監管政策等)，以防止經濟出現過冷或過熱現象，而這會影響到企業外部資本市場投資機會的選擇，包括可能出現有利的交易機會和不利的交易機會，進而影響到企業的長期投資決策選擇。當企業上期因經濟緊縮性財政、貨幣或產業政策的實施而采取收縮性投資策略并導致企業投資不足時，則企業當期在面臨寬松性政策時會采用抓住有利時機而實施擴張性投資選擇。因此本文提出假設1。

假設1：并購企業上期非效率投資程度越高，則企業當期并購商譽價值越高。

地區市場化作為一種外部制度環境，會對企業的并購投資行為產生一定的激勵與約束影響。首先，隨著地區市場化發展程度的提升，市場價格信息反映機制、公平市場競爭機制以及反壟斷監督機制等增強，行業內企業產品之間的市場競爭加劇，從而使得企業管理者更具市場競爭壓力緊迫感。部分企業為了實現短期內快速提升市場競爭力以增強市場壟斷勢力的目的，容易產生通過并購重組等投資手段來實現規模擴張以獲取壟斷競爭優勢的沖動，加之如果受市場非理性風潮影響，則容易在并購投資過程中支付過高的交易價格。其次，隨著地區市場化發展程度的提升，企業與外部投資者之間的信息不對稱問題會由于更健全的投資者法律保護機制、更加完善的要素市場以及中介組織等而得到極大的改善，緩解了企業面臨的外部融資約束，使得企業更容易從外部渠道獲取并購投資所需資金，并容易導致企業在投資過程中支付較高的溢價。而隨著金融市場化和利率市場化水平的提升，金融機構之間的競爭加劇，也使得企業能夠以相對較低的成本籌集到所需資金用于實施并購投資活動。最后，隨著資本市場基礎設施和市場中介組織的不斷完善，市場信息透明度不斷提升，也增加了并購企業尋找被市場低估投資對象的難度，并購投資者之間的互相競爭等迫使并購企業為實現并購目的須支付較高的并購溢價。因此，本文提出假設2。

假設2：地區市場化水平越高，則企業非效率投資對并購商譽的正相關關系將會得到增強。

四、研究設計

(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負債表中所披露的商譽凈額來衡量上市公司并購商譽，同時為了消除因公司規模不同所帶來的影響差異，本文通過商譽凈額除以總資產進行了標準化處理，即并購商譽價值(Goodwill=商譽凈額/期末總資產)。同時，并購商譽屬于企業特殊的無形資產，為了避免企業負債規模不同所帶來的干擾影響，本文進一步定義并購商譽價值=商譽凈額/期末凈資產，并進行穩健性檢驗。

2.解釋變量與調節變量

本文的主要解釋變量為企業非效率投資程度，借鑒Richardson(2006)[31]、劉慧龍等(2014)[36]的模型來估計企業非效率投資程度。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+并購支出-出售長期資產收入-折舊)/總資產。其中，資本支出為現金流量表(直接法)中的“購買固定資產、無形資產及其他長期資產的支出”項目；并購支出為現金流量表(直接法)中的“取得子公司及其他營業單位支付的現金凈額”項目；出售長期資產收入為現金流量表(直接法)中的“處置固定資產、無形資產和其他長期資產收回的資產凈額”項目；折舊為現金流量表(直接法)中的“當期折舊費用”；Growth為公司的投資機會，它等于上期營業收入的增長率；Lev為公司的資產負債率，它等于總負債除以總資產；Cash等于現金及現金等價物除以總資產；Age為公司的上市年限，它等于公司上市年限的自然對數；Size為公司規模，它等于公司總資產的自然對數；Returns為公司股票年度回報，采用考慮現金紅利再投資的年個股回報率。此外，模型(1)還控制了行業效應和年度效應，模型(1)估計的殘差(即實際投資規模減去估計最佳投資規模)的絕對值(Ineffinvest)，即為衡量企業非效率投資的指標，其值越大則企業非效率投資程度越高；反之，則越低。

本文的主要調節變量為地區市場化發展水平，主要通過上市公司注冊地所在省份的年度市場化發展程度指數來進行衡量。市場化發展水平指數數據來自王小魯、樊綱等編制的《中國分省份市場化指數報告(2018)》(1)注：該指數報告為當前最新版本，但僅計算到我國大陸31個省份從2008-2016年的市場化分項指數及總指數得分，而本文的研究樣本區間到2018年，本文以2008-2016年數據為歷史樣本，通過采用多種數學模型方法進行時間序列回歸，并選取其中擬合程度最高和回歸方程最顯著的那個模型為標準進行趨勢外推而得到2017和2018年的估計指數得分，通過回歸發現各模型的擬合程度至少都能達到85%以上，能夠較好地反映我國各個省份的市場化變化趨勢以及各省份之間的市場化程度差異。，其中，該報告中“地區市場化進程指數”是根據大量的統計和調查資料，基于政府與市場的關系、非國有經濟的發展、產品市場的發育程度、要素市場的發育程度以及市場中介發育和法律制度環境共5個重要維度來衡量地區市場化發展程度，并通過“主因子分析法”綜合加權編制而成，目前該指數得到了國內學者的普遍認可和借鑒。

3.控制變量

借鑒已有相關研究[31，37]，本文還控制了以下變量因素：企業規模(Lnasset)、企業成長性(Growth)、財務杠桿水平(Lev)、資金周轉率(Turnover)、現金持有量(Cash)、盈利水平(ROA)、第一大股東持股比例(First)、高管持股比例(Mshare)、董事會人數規模(Board)、董事會獨立性(Outdir)、是否兩職合一(Dual)、公司上市年限(Lnage)，以及行業效應和年度效應等。所有變量定義如表1所示。

表1 變量定義

(二)模型構建

為了檢驗并購企業非效率投資程度與并購商譽之間的影響關系，以及地區市場化發展水平在其中所造成的影響效應差異，構建了如下模型：

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

(2)

式(2)中：Goodwilli,t表示公司的并購商譽；Indexi,t-1表示公司所在地區的市場化發展水平指數；Ineffinvesti,t-1表示公司非效率投資程度；C_Indexi,t-1×C_Ineffinvesti,t-1表示地區市場化水平與公司非效率投資程度的交互項，如果公司非效率投資程度對公司商譽價值的影響因地區市場化水平不同而表現差異，根據前文的假設2，則交互項系數β3應顯著為正，其中，C_Indexi,t-1和C_Ineffinvesti,t-1分別表示地區市場化水平和非效率投資程度的去中心化的一階滯后項，以緩解可能存在的內生性問題，并使得β1與β2能夠具有一定的獨立解釋能力；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效應和年度效應。

五、樣本選擇與描述性統計

本文以2010-2018年我國滬深A股非金融類上市公司為研究樣本，為了觀測數據的有效性，按照以下標準進行了樣本篩選：(1)剔除數據不齊全、不連續、有異常值的公司，以保證數據的完整和連續性；(2)剔除審計意見為非標準無保留意見的公司；(3)剔除并購商譽凈額為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9230個樣本觀測值所構成的非平衡面板數據。為了消除極端值的影響，對連續型變量進行了上下1%的winsorize縮尾處理。

表2報告了描述性統計結果。Goodwill的平均值(中位數)為0.044(0.007)，表示全部樣本企業中并購商譽占總資產比例的平均值(中位數)為4.4%(0.7%)，其最小值和最大值分別為0.00和0.438，標準差為0.085，表明樣本企業中并購商譽所占比例相差非常大。Ineffinvest的平均值(中位數)為0.024(0.016)，表示全部樣本企業中非效率投資規模占總資產比例的平均值(中位數)為2.4%(1.6%)，其最小值和最大值分別為0.00和0.214，標準差為0.026，表明樣本企業非效率投資規模所占比例存在較大差異。Index的平均值(中位數)為8.1(8.37)，表示樣本企業所在省份市場化指數的平均值(中位數)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，標準差為1.857分，表明樣本企業所在省份之間的市場化發展水平相差較大。其它控制變量的描述性統計特征如表2所示。此外，受限于篇幅，沒有報告的統計結果顯示，變量之間不存在高度相關性，模型(2)的共線性問題不嚴重。

表2 描述性統計

六、實證結果與分析

(一)非效率投資程度與市場化發展水平交互項對企業并購商譽的影響

表3報告了回歸結果。從全樣本回歸結果列(1)可以得知：Ineffinvestt-1的估計系數在1%水平上顯著大于0，表明企業非效率投資程度與并購商譽在1%水平上顯著正相關，即企業上期非效率投資程度越高，則越會導致企業當期并購商譽的上升；Index的估計系數不顯著異于0，沒有證據表明地區市場化水平高低會對企業并購商譽有單獨顯著影響；C_Ineffinvestt-1×C_Indext-1的估計系數為0.0429且在5%水平上顯著大于0，同時經F檢驗發現Ineffinvestt-1+C_Ineffinvestt-1×C_Indext-1的估計系數在1%水平上顯著異于0，表明隨著地區市場化發展水平的提升，并購企業非效率投資程度與并購商譽之間的正相關關系將會得到顯著增強。

為了檢驗研究結果的可靠性，本文重新定義了企業非效率投資程度的估計方法。我們使用公司上期的TobinQ來重新衡量投資機會，并重新運行模型(1)，估計出非效率投資程度指標(Ineffinvest2)，進而重新運行模型(2)。表3的列(2)報告了最終檢驗結果，發現Ineffinvest2的估計系數在1%水平上顯著大于0，C_Ineffinvest2t-1×C_Indext-1的估計系數在5%水平上顯著大于0，且經過F檢驗發現Ineffinvest2t-1+C_Ineffinvest2t-1×C_Indext-1的估計系數在1%水平上顯著異于0，同樣表明企業上期非效率投資程度越高，則越容易導致企業當期并購商譽的上升，且該正相關關系將隨著企業所在地區市場化發展水平的提升而得到增強，這與列(1)的研究結論完全一致。其它控制變量的影響關系與列(1)基本相同。因此，假設1與假設2得到了驗證。

表3 回歸結果

(二)穩健性檢驗：改變非效率投資與并購商譽的估計方法

以上研究結論的穩健性，在很大程度上依賴于企業非效率投資程度和并購商譽估計的可靠性，為此本文進一步改變企業非效率投資程度的估計方法。Modigliani和Miller(1958)、Hayashi(1982)均認為在有效的市場條件下，企業投資選擇應當只取決于投資機會。[27-28]因此，本文分別借鑒Verdi(2006)[38]、Biddle等(2009)[39]等的做法，運用如下模型分年度和分行業來估計企業的投資效率：

Investt=β0+β1Growtht-1+ξ

(3)

同時，分別用企業上期營業收入增長率(Growth)和上期TobinQ來衡量企業的投資機會，并分別估計出企業最佳投資規模以及非效率投資程度指標(Ineffinvest3和Ineffinvest4)，再重新運行模型(2)來重復上述檢驗過程，表4報告了最終檢驗結果。由表4中列(1)和列(2)的回歸結果可知，Ineffinvest3和Ineffinvest4的估計系數在1%水平上均顯著大于0，C_Ineffinvest3t-1×C_Indext-1的估計系數和C_Ineffinvest4t-1×C_Indext-1的估計系數在5%水平上均顯著大于0，且經過F檢驗發現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，同樣表明企業上期非效率投資程度越高，則越容易導致企業當期并購商譽的上升，并且該正相關關系將隨著企業所在地區市場化發展水平的提升而得到增強，這與前文的研究結論完全一致。

與此同時，本文進一步改變企業并購商譽的衡量方法。由于并購商譽屬于企業的特殊無形資產，為了避免不同企業因舉債規模差異而對商譽價值的衡量帶來干擾影響，重新定義了并購商譽(Goodwill2=期末商譽凈額/期末凈資產)，并重復模型(1)和模型(2)的估計過程。表4報告了相應的檢驗結果，從列(3)和列(4)的回歸結果均發現，Ineffinvestt-1和Ineffinvest2t-1的估計系數均在1%水平上顯著正相關，同樣表明并購企業上期非效率投資程度越高，則越容易導致企業當期并購商譽的上升；Indext-1的估計系數不顯著異于0，沒有證據表明地區市場化程度會對企業并購商譽有單獨顯著影響；C_Ineffinvestt-1×C_Indext-1和C_Ineffinvest2t-1×C_Indext-1的估計系數均在5%水平上顯著正相關，表明隨著地區市場化發展水平的提升，并購企業非效率投資程度與并購商譽之間的正相關關系將會顯著增強，這進一步支持了前文的研究結論。

表4 穩健性檢驗

(三)考察不同企業產權性質所帶來的影響效應差異

由于我國的基本經濟制度特點，國有企業在國民經濟中占據重要地位，甚至成為許多行業的主導性企業，對行業內的重要經營性資源和市場定價活動具有較大的壟斷勢力，并易于實施收購兼并活動。國有企業由于國有股權的存在，從而為政府部門實現某些公共政策等目標而干預市場經濟活動提供了渠道途徑。具體而言，一方面，國有企業由于自身在行業內的優勢以及存在某種政治關聯等，從而為國有企業實現并購活動提供了更為有利的資源或途徑手段等；另一方面，由于政府目標與企業目標利益不一致，在政府干預的情形下，國有企業容易偏離利潤最大化或市場價值最大化目標，同時，由于國有企業存在復雜的委托-代理關系以及預算軟約束等，導致國有企業投資效率可能偏離最優化。[40]為了考察不同企業所有權性質對前文研究結果所帶來的影響效應差異，本文將全部樣本企業分成國有企業和非國有企業兩類子樣本。通過統計發現，全部樣本中國有企業共有3085家，占全部樣本企業的33.42%，非國有企業共有6145家，占全部樣本企業的66.58%，其中非國有企業中絕大部分為民營企業。

表5報告了最終分組檢驗結果，從列(1)回歸結果得知，對于國有企業樣本，Ineffinvestt-1的估計系數在1%水平上顯著大于0，表明國有企業上期非效率投資程度越高，則越容易導致企業當期并購商譽的上升；Indext-1的估計系數不顯著異于0，沒有證據表明地區市場化發展水平會對國有企業并購商譽產生單獨顯著影響；C_Ineffinvestt-1×C_Indext-1的估計系數在5%水平上顯著大于0，且經過F檢驗發現Ineffinvestt-1+C_Ineffinvestt-1×C_Indext-1的估計系數在1%水平上顯著異于0，表明隨著地區市場化發展水平的提升，國有企業非效率投資程度與并購商譽之間的正相關關系將會得到增強。從列(2)的回歸結果可知，對于非國有企業，Ineffinvestt-1的估計系數在10%水平上大于0，表明非國有企業上期非效率投資程度也會對企業當期并購商譽產生一定的正向影響，但較之于國有企業，非國有企業Ineffinvestt-1的估計系數與顯著性水平明顯較小，即表明相比非國有企業，國有企業非效率投資程度與并購商譽之間的正相關關系更加顯著；Indext-1和C_Ineffinvestt-1×C_Indext-1的估計系數均不顯著，即沒有證據表明地區市場化發展水平會對非國有企業非效率投資與并購商譽之間的關系產生顯著調節影響。

表5 回歸結果(子樣本)

(四)考察企業非效率投資類型所帶來的影響效應差異

考慮到企業非效率投資程度與并購商譽之間的關系可能與非效率投資的類型有關，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子樣本分別進行回歸檢驗，表6報告了相應檢驗結果。在投資過度子樣本回歸中，沒有發現Ineffinvestt-1與并購商譽存在顯著影響關系，亦沒有發現C_Ineffinvestt-1×C_Indext-1與并購商譽存在顯著影響關系，即沒有證據表明企業上期投資過度會導致企業當期并購商譽的上升。在投資不足子樣本回歸結果中，Ineffinvestt-1的估計系數在1%水平上顯著大于0，表明企業上期投資不足程度越高，則越容易導致企業當期并購商譽的上升；C_Ineffinvestt-1×C_Indext-1的估計系數在5%水平上顯著正大于0，且經F檢驗發現Ineffinvestt-1+C_Ineffinvestt-1×C_Indext-1在1%水平上顯著異于0，表明企業上期投資不足程度越高，越容易導致企業當期并購商譽的上升，且該正相關關系將隨著地區市場化發展水平的提升而得到增強。因此，結合前文研究結果，我們可以得出：企業非效率投資程度對并購商譽的正相關影響主要來源于企業上期投資不足，并且隨著地區市場化發展水平的提升，該正向影響效應將會得到增強。以上檢驗結果也進一步支持了前文的研究結論。

表6 回歸結果(子樣本)

七、研究結論與建議

近年來我國資本市場上企業并購活動愈發活躍，由此帶來的并購商譽不斷上升以及不斷爆出的上市公司計提巨額商譽減值的事件，引起了市場投資者等廣泛關注。然而，我國資本市場并購商譽不斷上升究竟是反映了并購企業的理性投資選擇，還是由于并購企業非效率投資所造成的經濟后果？本文以2010-2018年我國滬深A股非金融類上市公司為研究樣本，實證考察了并購企業前期非效率投資行為與企業并購商譽之間的影響關系，以及不同地區市場化發展水平對前兩者關系所帶來的影響效應差異，研究結果發現：并購企業上期非效率投資程度越高，則越會導致企業當期并購商譽的上升；地區市場化發展水平越高，則并購企業非效率投資程度與并購商譽之間的正相關關系將會得到增強。進一步研究發現，上述研究結果主要存在于國有企業中，并且相比于非國有企業，國有企業非效率投資程度與并購商譽之間的正相關關系更加顯著；而并購企業上期投資不足是導致企業當期并購商譽上升的重要成因。本文彌補了以往關于并購企業前期投資行為與并購商譽之間關系研究的不足，研究結論對于理解并購商譽形成的原因提供了重要的認識和經驗證據支持，豐富了國內外關于并購商譽形成原因的相關文獻；同時，有助于理解地區市場化制度環境水平在企業并購活動中所起的重要市場調節作用，深化認識企業低效率投資行為可能產生的經濟后果，并為資本市場投資者做出理性投資決策提供重要啟示。

我國現行會計準則中所提的商譽主要是指企業并購商譽，由于企業自創商譽和因并購協同效應所產生的合創商譽價值難以有效獲取，因此，本文沒有研究非效率投資行為對企業自創商譽和合創商譽所帶來的影響。首先，隨著我國資本市場國際化開放程度的進一步提升和企業會計準則國際趨同的趨勢背景下，建議將企業商譽進行重新定義，并將并購商譽劃分為“并購日商譽”和“并購后商譽”，以進一步考察企業非效率投資行為對企業并購日商譽和并購后商譽所生的影響差異及其所產生的經濟后果；其次，制定企業長期發展戰略規劃，完善企業內部治理機制和投融資資金安排，注重企業長期價值并避免企業短視投資行為造成的低效率所帶來的不利經濟后果；最后，建立并完善我國并購商譽公允價值事前、事中與事后的公信評估機制，不斷提升商譽會計信息質量，為我國資本市場國際化營造理性健康的投資環境和增強我國企業國際競爭力打下堅實的基礎。