張安軍

(浙江財經(jīng)大學 會計學院，杭州 310018)

一、引言

當前中國經(jīng)濟由高速增長階段向高質(zhì)量發(fā)展階段轉變，并購重組作為優(yōu)化資源配置，增強競爭力的重要手段，日益得到企業(yè)的重視和運用。近些年在相關政策支持下，越來越多的企業(yè)投入到并購重組的浪潮之中。據(jù)wind數(shù)據(jù)庫顯示，2017年中國并購市場交易數(shù)量達到8048個，比2016年增長了54.5%，交易金額也達到3.3萬億元。在此背景下，伴隨并購活動產(chǎn)生的商譽逐漸成為人們關注的焦點。自2007年新會計準則規(guī)定商譽在資產(chǎn)負債表中單獨列報后，商譽規(guī)模迅速擴大。2007年末，A股上市公司對商譽進行披露的數(shù)量為564家，商譽金額僅為386.62億元，而到了2017年末，這兩項數(shù)值分別為1961家和13436.84億元，11年間商譽總額增長了近35倍，存在商譽的公司占比達到了54.52%。2018年三季度季報統(tǒng)計，我國A股共有2070家公司存在商譽，其中558家公司的商譽占總資產(chǎn)比重超過10%，149家公司的商譽占總資產(chǎn)比重超過30%，21家公司的商譽占比超過了50%，有5家公司的商譽占比甚至超過了60%。誠然，并購活動的興盛和商譽的增長見證了市場的繁榮，但如此巨額的商譽也帶來了潛在的商譽減值風險。以2017年為例，A股共有477家上市公司計提商譽減值準備，總金額超359億元，其中計提金額超億元的有76家，其減值金額達230多億元，使得凈利潤大幅縮水，嚴重拖累了公司業(yè)績，損害了投資者的利益。且2018年11月16日證監(jiān)會發(fā)布了《會計監(jiān)管風險提示第8號—商譽減值》，就商譽減值的會計監(jiān)管風險進行提示，也表明了監(jiān)管層對該問題的重視。

并購商譽作為并購企業(yè)投資活動的經(jīng)濟結果，傳遞著企業(yè)未來發(fā)展的重要信息，并通過并購企業(yè)后期經(jīng)營協(xié)同、財務協(xié)同等效應對企業(yè)未來的投資效率或經(jīng)營績效產(chǎn)生重要影響。對此部分學者對我國并購商譽與公司績效或公司價值的經(jīng)濟后果等進行了探討(Bens et al.,2007[1]；Li et al.，2011[2]；Chalmers et al.，2011[3]；趙敏和朱黎敏，2010[4]；胡燕等，2012[5]；Iatridis & Senftlechner，2014[6]；鄭海英等，2014[7]；呂忠宏和范思萌，2016[8]；張麗達和馮均科，2016[9]；曲曉輝等，2017[10]；張倩等，2017[11]；馮科和楊威，2018[12])，然而以上文獻并沒有得出相一致的研究結論。并購企業(yè)可以通過整合被并購企業(yè)的優(yōu)勢資源實現(xiàn)資源優(yōu)勢互補，通過規(guī)模經(jīng)濟效應或獲得被并購企業(yè)“組織管理經(jīng)驗”等使企業(yè)獲得某種經(jīng)營上的競爭優(yōu)勢，并提升并購企業(yè)后續(xù)的投資效率；抑或并購企業(yè)通過業(yè)務多元、降低企業(yè)經(jīng)營性現(xiàn)金流的波動性等方式幫助企業(yè)降低財務風險(Higgins & Schall,1975[13]；Lewellen，1971[14])，緩解外部融資約束，降低融資成本，幫助企業(yè)及時獲得低成本融資資金從而提升企業(yè)投資效率；同時，企業(yè)并購過程中普遍存在支付溢價現(xiàn)象，而并購企業(yè)當期大量現(xiàn)金等貨幣性資產(chǎn)的流出，也抑制了企業(yè)后期過度投資的沖動，從而間接提升了企業(yè)的投資效率等?，F(xiàn)有文獻發(fā)現(xiàn)，目前鮮有學者對并購企業(yè)商譽價值與投資效率之間的影響關系展開深入探討。

本文以2010—2017年中國滬深A股上市公司為樣本，研究了并購商譽對企業(yè)投資效率可能帶來的影響，并且探討了商譽價值對企業(yè)投資效率在不同行業(yè)市場競爭程度之間是否存在影響差異的問題。其目的在于回答兩個問題：一是企業(yè)并購商譽能否有效發(fā)揮預期的協(xié)同效應，并能有效促進并購企業(yè)后期投資效率的提升；二是不同行業(yè)市場競爭程度差異是否成為并購商譽投資效率的重要影響因素。研究結論表明，并購商譽確實能有效抑制企業(yè)后期的投資非效率，并有效提升并購企業(yè)的投資效率。隨著行業(yè)市場壟斷程度的提高，并購商譽對并購企業(yè)投資非效率的抑制作用將會受到削弱。

本文的貢獻主要體現(xiàn)在兩個方面：一是通過考察企業(yè)并購活動帶來的并購商譽與公司投資效率之間的影響關系，發(fā)現(xiàn)并購商譽確實會有效抑制企業(yè)后期的投資非效率，并有效提升企業(yè)的投資效率，從而為我國近10多年來資本市場日益活躍的企業(yè)并購活動提供重要經(jīng)驗證據(jù)支持，深化了對企業(yè)并購活動和并購商譽的市場認識，彌補了以往關于并購商譽與企業(yè)投資效率之間研究存在的不足。二是通過考察不同行業(yè)市場競爭程度對并購商譽與企業(yè)投資效率之間的影響關系，發(fā)現(xiàn)隨著行業(yè)市場壟斷程度的提升，并購商譽對企業(yè)投資非效率的抑制程度將會受到削弱，從而進一步深化了行業(yè)市場競爭環(huán)境差異在企業(yè)并購投資效率中所起的重要調(diào)節(jié)作用的認識，豐富了并購商譽經(jīng)濟后果的相關研究。

其結構安排如下：第二部分為文獻回顧；第三部分為研究假設；第四部分介紹變量與檢驗模型；第五部分介紹樣本與描述統(tǒng)計；第六部分報告實證結果；第七部分為研究結論。

二、文獻綜述

(一)關于商譽價值與投資效率的相關研究

商譽一般分為自創(chuàng)商譽和并購商譽。自創(chuàng)商譽是公司在經(jīng)營過程中自然形成的一類無形資產(chǎn)，然而在我國財政部會計準則中并不承認企業(yè)自創(chuàng)商譽。并購商譽是指在非同一控制下的企業(yè)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(chǎn)公允價值份額的差額部分(財政部2006年：《企業(yè)會計準則第20號—企業(yè)合并》)，這部分超出被并購方凈資產(chǎn)的差額即被確認為并購商譽，預期能夠在并購活動發(fā)生后為并購企業(yè)帶來超額收益。然而在資本市場并購活動過程中，企業(yè)并購能否帶來協(xié)同效應，降低交易成本，或減弱代理成本效應等，能否提高企業(yè)后期投資效率并為企業(yè)帶來超額的投資收益，現(xiàn)有文獻對企業(yè)并購商譽與企業(yè)投資效率之間關系的研究還相對欠缺。目前僅有一篇文獻(汪猛，2015)[15]利用我國2008—2013年上市公司樣本數(shù)據(jù)得出并購商譽能夠減少企業(yè)非效率投資，但該文獻缺乏對存在的內(nèi)生性問題和研究結果的穩(wěn)健性進行深入驗證，對結合不同行業(yè)特征并考查不同行業(yè)市場競爭環(huán)境所帶來的影響差異則存在嚴重不足。

行業(yè)市場競爭環(huán)境作為企業(yè)外部經(jīng)營環(huán)境的一種有效市場約束機制，將會影響企業(yè)的并購投資決策行為。如果企業(yè)所處行業(yè)產(chǎn)品市場競爭程度提升，會使得企業(yè)未來現(xiàn)金流面臨不確定性波動，企業(yè)財務風險上升，從而抑制了企業(yè)使用大量現(xiàn)金資產(chǎn)來進行并購投資并支付過高溢價的沖動，企業(yè)財務風險的上升也提高了企業(yè)面臨的外部融資約束，從而提高了企業(yè)外部融資的成本，并影響企業(yè)后續(xù)的投資效率高低。

因此，并購企業(yè)所處的行業(yè)競爭態(tài)勢可能會顯著地影響到并購企業(yè)投資效率的高低。如果不考慮企業(yè)所處的行業(yè)市場競爭態(tài)勢對企業(yè)并購商譽與企業(yè)投資效率之間的影響，可能會得出錯誤的結論。因此，本文將從并購企業(yè)所處的行業(yè)市場競爭程度視角來研究企業(yè)并購商譽與投資效率之間的影響關系，以深化對并購商譽與投資效率之間關系的認識，并彌補以往研究中存在的不足。

(二)關于產(chǎn)品市場競爭與投資效率相關研究

國外學者主要基于西方發(fā)達市場經(jīng)濟為背景來分析產(chǎn)品市場競爭與企業(yè)投資效率之間的關系。如Griffith(2001)[16]以歐盟單一市場計劃(SMP)帶來的市場競爭為研究背景，分析了產(chǎn)品市場競爭與企業(yè)生產(chǎn)效率以及經(jīng)濟增長之間的關系，結果表明SMP帶來的市場競爭促進了企業(yè)生產(chǎn)效率和經(jīng)濟增長率的提高，同時產(chǎn)品市場競爭在降低代理成本方面也發(fā)揮了重要作用。Chhaochharia et al.(2012)[17]實證分析了美國在頒布Sarbanes-Oxley Act后上市公司的產(chǎn)品市場競爭與管理層激勵協(xié)同之間的關系，研究發(fā)現(xiàn)該法案在集中程度高的行業(yè)中帶來更高的效率，這主要是源于更有效的投資決策、生產(chǎn)決策和更低的制造費用。Frésard & Valta(2013)[18]檢驗了在美國貿(mào)易自由化帶來的國外競爭對手的激烈競爭對公司投資的影響，并發(fā)現(xiàn)市場競爭顯著降低了公司的資本和投資水平，因為公司會保留更多現(xiàn)金來應對更大幅度的關稅下降帶來的競爭加劇。Laksmana & Yang(2015)[19]研究發(fā)現(xiàn)，產(chǎn)品市場競爭會激勵管理層投資于風險性項目，競爭能夠約束公司管理層使用企業(yè)的自由現(xiàn)金流行為，即產(chǎn)品市場競爭在公司管理層投資決策中能夠發(fā)揮治理作用。

國內(nèi)對于產(chǎn)品市場競爭與投資效率的研究主要是基于政府產(chǎn)權控制、產(chǎn)業(yè)政策干預、負債融資、會計信息質(zhì)量、公司內(nèi)部治理等視角來考察，其中部分學者得出企業(yè)所處行業(yè)市場競爭程度越強則越有利于提升企業(yè)的投資效率。如徐一民和張志宏(2010)[20]通過選取滬深股市2004—2008年非金融類上市公司為研究樣本對產(chǎn)品市場競爭、政府控制和投資效率三者之間的關系進行了實證探討，并得出產(chǎn)品市場競爭有利于高技術企業(yè)的投資效率，且政府控制企業(yè)比非政府控制企業(yè)投資效率更低。劉鳳委和李琦(2013)[21]利用央企上市公司數(shù)據(jù)，實證檢驗了EVA與市場競爭對公司過度投資的影響，并發(fā)現(xiàn)競爭程度越高的行業(yè)EVA抑制企業(yè)過度投資的作用越明顯。黎來芳等(2013)[22]研究了產(chǎn)品市場競爭與負債融資對上市公司過度投資的影響，并發(fā)現(xiàn)負債融資對企業(yè)過度投資具有抑制作用，產(chǎn)品市場競爭程度越高，則負債融資對企業(yè)過度投資的抑制作用越強。陳信元等(2014)[23]研究了行業(yè)競爭與投資效率之間的關系，發(fā)現(xiàn)行業(yè)競爭增加了公司投資與投資機會之間的敏感性，有助于緩解公司的投資不足和投資過度，顯著改善了公司的投資效率。劉曉華和張利紅(2016)[24]研究了產(chǎn)品市場競爭與會計信息質(zhì)量對公司投資效率的影響關系，并發(fā)現(xiàn)產(chǎn)品市場競爭水平和會計信息質(zhì)量都有利于促進公司投資效率的提升，但兩者存在替代效應。何熙瓊等(2016)[25]基于銀行信貸中介和市場競爭的視角實證考察了產(chǎn)業(yè)政策對企業(yè)投資效率的影響，并發(fā)現(xiàn)當市場競爭程度越高時，產(chǎn)業(yè)政策對企業(yè)投資效率的促進作用越大，而當市場競爭程度越低時，產(chǎn)業(yè)政策對企業(yè)投資效率的促進作用越小。然而，部分學者卻得出了不一致的研究結論。如章琳一和張洪輝(2015)[26]利用中國上市公司的經(jīng)驗數(shù)據(jù)考查了市場競爭對企業(yè)過度投資的影響，并發(fā)現(xiàn)市場競爭會觸發(fā)公司的過度投資行為，競爭與公司過度投資水平正相關，且這種過度投資依賴于公司規(guī)模大小。竇歡等(2018)[27]以中國2007—2010年A股主板上市公司為研究樣本，實證考查了上市公司與其控制股東是否存在同業(yè)市場競爭對公司投資效率的影響，實證發(fā)現(xiàn)相比不存在關聯(lián)同業(yè)競爭關系的上市公司，存在關聯(lián)同業(yè)競爭關系使得上市公司的投資效率更低，而且與上市公司投資過度或投資不足亦存在正相關。

由上可知，國外相關研究基本得出市場競爭有利于促進企業(yè)投資效率的提升，而國內(nèi)學者對于行業(yè)市場競爭與企業(yè)投資效率之間的關系尚未得出相一致的結論。究其原因主要在于國外研究主要基于歐美發(fā)達的市場經(jīng)濟為背景，對于如我國轉型中的發(fā)展中國家，由于市場經(jīng)濟發(fā)展不完善，市場經(jīng)濟環(huán)境也更為復雜，行業(yè)市場競爭與企業(yè)投資效率的關系可能受到更多方面因素的影響。商譽作為一種特殊的無形資產(chǎn)，會對企業(yè)的經(jīng)營績效或投資效率產(chǎn)生較大的影響。并購商譽既是并購企業(yè)市場競爭的結果，同時通過并購企業(yè)的經(jīng)營協(xié)同、財務協(xié)同和其他協(xié)同效應等也為并購公司后續(xù)企業(yè)經(jīng)營提供了重要的市場預期效應和發(fā)展動力，然而鮮有學者從企業(yè)商譽價值的視角來研究市場競爭與企業(yè)投資效率之間的關系。不同的企業(yè)商譽價值可能會對企業(yè)市場競爭帶來的投資效率產(chǎn)生顯著影響，因此有必要研究行業(yè)市場競爭環(huán)境下商譽價值與企業(yè)投資效率之間的影響關系，并彌補以往研究中存在的不足。

三、理論分析與研究假設

商譽作為重要的會計信息能夠為投資者提供決策參考。商譽包括自創(chuàng)商譽和并購商譽，由于我國的會計準則中并不承認企業(yè)自創(chuàng)商譽的存在，因此在我國上市公司中企業(yè)商譽主要是指并購商譽。根據(jù)2006年財政部印發(fā)的《企業(yè)會計準則第20號—企業(yè)合并》中明確的商譽定義“非同一控制下的企業(yè)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(chǎn)公允價值份額的差額，應當確認為商譽”。資本市場中之所以會發(fā)生并購活動，主要是在某種程度上企業(yè)并購交易存在一定的“經(jīng)濟合理性”，預期并購企業(yè)在并購發(fā)生之后能提升企業(yè)的投資效率和企業(yè)價值，這主要是通過經(jīng)營協(xié)同效應、財務協(xié)同效應和其他協(xié)同效應來實現(xiàn)的。經(jīng)營協(xié)同效應(Operating Synergy)主要是指并購企業(yè)通過并購被并購企業(yè)后，實現(xiàn)雙方資源的優(yōu)勢互補，或者能夠通過并購活動以獲取經(jīng)濟租金的“組織經(jīng)驗”“組織成本”等從而提升并購后企業(yè)的整體經(jīng)營效率，或者能夠通過規(guī)模經(jīng)濟效應降低企業(yè)運營成本，從而提升企業(yè)營運效率和投資績效；或者并購完成后由于新產(chǎn)品、新市場或營銷網(wǎng)絡等所引起的增長效應，使得企業(yè)投資效率和經(jīng)營績效提升。財務協(xié)同效應(Financial Synergy)主要是指企業(yè)完成并購后，銀行等信貸部門不再以單一企業(yè)來評估其風險，而是以并購后的整體企業(yè)作為風險評估對象，在這種情況下，只要并購交易的各方經(jīng)營性現(xiàn)金流不存在完全正相關，則并購后將能降低企業(yè)的整體經(jīng)營現(xiàn)金流波動性風險，從而使企業(yè)整體因共同保險效應所帶來的信用等級提升(Higgins & Schall，1975)[13]、債務風險降低(Lewellen，1971)[14]、融資規(guī)模增大、債務融資成本降低等多種財務效應，從而有利于并購后企業(yè)減少外部融資約束，能以更低的籌資成本獲得所需要的投資資金，有利于企業(yè)更好地抓住投資機會并提升企業(yè)投資效率。其他協(xié)同效應(Other Synergy Effects)包括經(jīng)濟增長效應和市場壟斷勢力效應。經(jīng)濟增長效應(Growth Effect)認為企業(yè)并購交易的動機之一是追求企業(yè)的增長，而企業(yè)的成長分為內(nèi)源式增長和并購式增長。相對而言，內(nèi)源式增長在財務上更為穩(wěn)健，并以犧牲增長速度、不能及時把握市場機會等為代價；相比之下，并購增長能使企業(yè)抓住有利的機會并購被市場低估的企業(yè)價值，并能夠縮短企業(yè)增長的時間，有利于實現(xiàn)并購后投資效率和企業(yè)價值的雙提升。市場壟斷勢力效應(Market Power Effect)主要是指企業(yè)通過并購活動實現(xiàn)企業(yè)對某一產(chǎn)業(yè)、某一市場或某一產(chǎn)品的市場壟斷勢力，這里的壟斷勢力主要是指并購后產(chǎn)品市場份額占有率有較大提升，從而提高了企業(yè)產(chǎn)品或服務的定價話語權等。當企業(yè)通過并購獲得某種市場壟斷勢力后，將有利于幫助企業(yè)實現(xiàn)投資效率和經(jīng)營績效的提升。因此本文提出如下假設：

H1:并購商譽能夠提升企業(yè)投資效率，抑制企業(yè)投資非效率。

傳統(tǒng)“結構—行為—績效”假說(Bain，1951)[28]認為，有壟斷能力的企業(yè)在市場集中程度較高的市場或行業(yè)中，可能通過制定較高的產(chǎn)品或服務價格從而獲取高額壟斷利潤。同時企業(yè)為了實現(xiàn)高度的市場集中，并降低不必要的交易成本，往往會選擇支付較高的“溢價”來并購其他的企業(yè)，并實現(xiàn)其提升市場壟斷勢力和做大做強的目的。Schmalensee(1985)[29]通過對242個行業(yè)內(nèi)的456家上市公司進行研究，發(fā)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)效應在公司績效影響中所占的比重較大。這一結論也得到了Wernerfelt & Montgomery(1988)[30]的驗證支持。

實際上，在行業(yè)市場競爭程度比較激烈時，行業(yè)中存在眾多規(guī)模大小和競爭實力相近的企業(yè)，沒有單家企業(yè)能夠擁有較大的市場壟斷勢力并享有較高的市場壟斷利潤，此時并購企業(yè)管理者會面臨較大的產(chǎn)品市場競爭壓力而進行審慎項目投資決策；Hou & Robinson(2006)[31]經(jīng)過研究發(fā)現(xiàn)，行業(yè)競爭程度的增加會使得行業(yè)整體利潤率降低，行業(yè)內(nèi)企業(yè)的流動性風險也將上升。而企業(yè)面臨的財務風險上升也促進企業(yè)謹慎使用大量貨幣資金從事投資活動以防不確定性風險；同時隨著企業(yè)面臨的經(jīng)營現(xiàn)金流的不確定性增加，企業(yè)面臨的外部融資約束上升并增加了外部融資成本，也間接約束了企業(yè)的并購投資沖動行為。而當行業(yè)市場壟斷程度較高時，企業(yè)面臨的產(chǎn)品市場競爭程度較低，面臨的產(chǎn)品市場競爭壓力較小也相對弱化了壟斷企業(yè)進行審慎項目投資決策的行為；而當行業(yè)市場壟斷程度較高時，行業(yè)內(nèi)企業(yè)產(chǎn)品具有一定的市場壟斷勢力并能獲得一定的市場壟斷性利潤，企業(yè)經(jīng)營性現(xiàn)金流的不確定性降低，容易使得企業(yè)利用自身市場壟斷勢力進行并購投資的沖動；同時由于壟斷性企業(yè)因財務風險的下降也降低了外部融資約束，并容易相對低成本獲取外部融資資金而從事并購投資行為。尤其是國有壟斷企業(yè)因其復雜的委托-代理關系，以及面臨預算軟約束和受政府干預而偏離企業(yè)價值最大化目的等，容易導致出現(xiàn)投資沖動和盲目擴大等，影響到并購企業(yè)的投資效率。因此本文提出如下假設2：

H2：隨著行業(yè)市場壟斷程度提高，并購商譽對企業(yè)投資效率的促進作用程度將會降低。

四、研究設計

(一)被解釋變量

本文的被解釋變量為企業(yè)投資非效率。對于投資非效率的衡量，主要借鑒 Richardson(2006)[32]、劉慧龍等(2014)[33]的模型來進行估計，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)

Invest為新增投資，Invest=(資本支出+并購支出-出售長期資產(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“購買固定資產(chǎn)、無形資產(chǎn)及其他長期資產(chǎn)的支出”項目；并購支出為現(xiàn)金流量表(直接法)中的“取得子公司及其他營業(yè)單位支付的現(xiàn)金凈額”項目；出售長期資產(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)和其他長期資產(chǎn)收回的資產(chǎn)凈額”項目；折舊為現(xiàn)金流量表(直接法)中的“當期折舊費用”。Growth為公司的投資機會，等于上期營業(yè)收入的增長率。Lev為公司的資產(chǎn)負債率，等于總負債除以總資產(chǎn)。Cash等于現(xiàn)金及現(xiàn)金等價物除以總資產(chǎn)。Age為公司的上市年限，等于公司上市年限的自然對數(shù)。Size為公司規(guī)模，等于公司總資產(chǎn)的自然對數(shù)。Returns為公司股票年度回報，考慮采用現(xiàn)金紅利再投資的年個股回報率。此外，模型(1)還控制了行業(yè)效應和年度效應。模型(1)估計的殘差(Xinvest，即實際投資規(guī)模減去估計最佳投資規(guī)模)的絕對值(absXinvest)，即為衡量企業(yè)投資非效率的指標，其值越大則企業(yè)投資非效率程度越高，反之則越低。

(二)解釋變量與調(diào)節(jié)變量

本文的主要解釋變量為企業(yè)并購商譽，調(diào)節(jié)變量為行業(yè)市場競爭程度，具體定義如下。

1. 并購商譽

借鑒Giner & Pardo(2015)[34]、鄭海英等(2014)[7]的研究，選取上市公司資產(chǎn)負債表中所披露的并購商譽凈額，同時為了消除因企業(yè)規(guī)模不同帶來的影響差異，通過商譽凈額除以總資產(chǎn)進行了標準化處理，即并購商譽價值=(商譽凈額/期末總資產(chǎn))。同時商譽屬于企業(yè)特殊的無形資產(chǎn)，為了避免企業(yè)因負債規(guī)模不同所帶來的影響干擾，定義并購商譽價值=(商譽凈額/期末凈資產(chǎn))來重新衡量，并進行穩(wěn)健性檢驗。

2. 行業(yè)市場競爭程度

國內(nèi)外已有的研究對行業(yè)市場競爭程度的衡量指標眾多，目前學術界尚沒有一個公認的，具有可操作性的指標來準確反映行業(yè)整體的市場競爭程度。其中多數(shù)學者采用赫芬達爾-赫希曼指數(shù)(Herfindahl-Hirschman Index，簡稱HHI)來進行衡量。借鑒多數(shù)學者的做法，采用HHI指數(shù)來衡量行業(yè)市場競爭程度。HHI指數(shù)是指一個行業(yè)中各市場競爭主體所占行業(yè)營業(yè)總收入或總資產(chǎn)百分比的平方和，用來衡量市場中廠商之間的競爭程度。HHI取值位于1～1/N之間(N為行業(yè)內(nèi)廠商的數(shù)量),如果HHI取值越低則表明行業(yè)內(nèi)市場離散程度越高，各市場主體之間競爭越激烈；反之如果HHI取值越高，則表明行業(yè)內(nèi)市場壟斷程度越高，各市場主體之間競爭程度越低。因此HHI在一定程度上能區(qū)別企業(yè)市場占有率為基礎的市場結構。HHI指數(shù)的具體計算公式如下：

(三)控制變量

借鑒已有關于投資效率的相關研究(Richardson，2006[32]；唐雪松等，2010[35]； 陳運森和謝德仁，2011[36]；張立民等，2017[37])，分別選取了以下可能影響企業(yè)投資效率的控制變量因素：企業(yè)的成長機會(Growth)、企業(yè)的盈利能力(ROA)、財務杠桿水平(Lev)、企業(yè)規(guī)模大小(Lnasset) 、企業(yè)上市年限(Lnage)、公司內(nèi)部治理特征因素包括董事會規(guī)模(Board)、獨立董事所占比例(Outdir)、是否兩職合一(Dual) 、第一大股東持股比例(First)以及高管持股比例情況(Mshare)，同時還分別控制了企業(yè)所在地區(qū)的市場化發(fā)展程度，以及行業(yè)效應和年度效應。所有變量定義如表1所示。

表1 變量定義

(四)模型的構建

為了檢驗企業(yè)商譽價值對企業(yè)投資效率的影響關系，本文構建了如下模型：

AbsXinvest=β0+β1GWt-1+β2Compt-1+β3C_GWt-1×C_Compt-1+β4Xt+∑Industry+∑Year+ε

(2)

其中，AbsXinvest表示企業(yè)投資非效率程度，前文已經(jīng)介紹了其衡量方法。GW表示并購商譽價值。Comp表示企業(yè)所在行業(yè)的市場競爭程度。t-1表示主要變量滯后一階，以避免同期相關的內(nèi)生性問題。C_GW×C_Comp表示企業(yè)并購商譽與行業(yè)市場競爭程度的交互項，其中C_GW與C_Comp分別表示企業(yè)并購商譽去中心化處理和行業(yè)市場競爭程度去中心化處理，從而使得β1與β2能夠具有一定的獨立解釋能力。根據(jù)前文的理論假設，預期β1的回歸系數(shù)顯著為負，而β3的回歸系數(shù)顯著為正。X表示影響企業(yè)投資效率的其他控制變量因素。∑Industry和∑Year分別表示控制行業(yè)效應和年度效應。

五、樣本選擇與描述性統(tǒng)計

本研究以2010—2017年我國全部A股上市公司為樣本對象。同時為了使樣本數(shù)據(jù)更加有效，按照以下幾個標準進行樣本篩選：一是剔除金融類上市公司和ST、*ST 類特殊處理的上市公司；二是剔除數(shù)據(jù)不齊、不連續(xù)、有異常數(shù)字的公司；三是剔除資不抵債的公司、上市年限不足3年的公司；四是剔除審計意見為保留意見和無法表示意見的公司以確保樣本的真實性和可靠性。經(jīng)過篩選最終獲得1524家上市公司共計8422個觀測樣本。數(shù)據(jù)主要來源于國泰安數(shù)據(jù)庫(CSMAR)、萬德(Wind)數(shù)據(jù)庫。同時為了避免極端值的影響，對連續(xù)型變量進行了上下1%的winsorize縮尾處理。

表2報告了描述性統(tǒng)計結果。AbsXinvest的平均值(中位數(shù))為0.023(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)比重的平均值(中位數(shù))為2.3%(1.6%)，最小值為0.00，最大值為0.229，標準差為0.026，表明樣本企業(yè)非效率投資程度存在較大差異。GW的平均值(中位數(shù))為0.049(0.008)，表示全部樣本企業(yè)中并購商譽凈額占總資產(chǎn)比重的平均值(中位數(shù))為4.9%(0.8%)，最小值和最大值分別為0.00和0.462，標準差為0.091，表明樣本企業(yè)并購商譽占比存在較大差異。HHIa的平均值(中位數(shù))為0.103(0.066)，表示全部樣本企業(yè)所在行業(yè)市場競爭程度指數(shù)的平均值(中位數(shù))為10.3%(6.6%)，最小值和最大值分別為0.014和1，表明樣本企業(yè)所在行業(yè)的市場競爭程度指數(shù)相差較大。HHIb的平均值(中位數(shù))為0.077(0.044)，表示全部樣本企業(yè)所在行業(yè)市場競爭程度指數(shù)的平均值(中位數(shù))為7.7%(4.4%)，最小值和最大值分別為0.011和1，標準差為0.113，同樣表明樣本企業(yè)所在行業(yè)的市場競爭程度指數(shù)相差較大。Growth平均值(中位數(shù))為0.271(0.158)，表示全部樣本企業(yè)的營業(yè)收入增長率的平均值(中位數(shù))為27.1%(15.8%)，反映出我國近10多年來我國上市公司總體保持較好的成長性；最小值和最大值分別為上市公司總體報酬率水平較低；最小值和最大值分別為-0.45和3.808，標準差為0.546，同樣表明樣本企業(yè)之間成長性相差非常大。Lnasset平均值(中位數(shù))為22.353(22.156)，表示全部樣本企業(yè)總資產(chǎn)對數(shù)的平均值(中位數(shù))為22.353(22.156)，標準差為1.275，由于該數(shù)據(jù)經(jīng)過對數(shù)據(jù)處理，原數(shù)據(jù)表明不同企業(yè)之間資產(chǎn)規(guī)模相差很大。Lnage的平均值(中位數(shù))為2.042(2.085)，表示全部樣本上市年限對數(shù)的平均值(中位數(shù))為2.042(2.085)。ROA的平均值(中位數(shù))為0.049(0.043)，表示全部樣本企業(yè)總資產(chǎn)報酬率的平均值(中位數(shù))為4.9%(4.3%)，反映出我國上市公司總體報酬率水平較低；最小值和最大值分別為-0.088和0.205，標準差為0.047，同樣表明樣本企業(yè)盈利能力相差較大。First的平均值(中位數(shù))為0.343(0.321)，表示樣本企業(yè)第一大股東持股比例的平均值(中位數(shù))為34.272%(32.083%)，反映出中國A股上市公司第一大股東持股比例獨大現(xiàn)象比較普遍；最小值和最大值分別為0.091和0.74，標準差為0.145，表明樣本企業(yè)第一大股東持股比例相差非常大。Mshare的平均值(中位數(shù))為0.068(0.001)，表示樣本企業(yè)管理層持股比例的平均值(中位數(shù))為6.8%(0.1%)，最小值和最大值分別為0和 0.586，標準差為0.133，表明樣本企業(yè)管理層持股比例相差較大。Dual的平均值(中位數(shù))為0.253(0)，表示樣本企業(yè)中董事長與總經(jīng)理兩職兼任的情況占比平均值(中位數(shù))為25.3%(0)，標準差為0.435，表明不同企業(yè)之間兩職兼任情況相差較大。Board的平均值(中位數(shù))為8.762(9)，表示樣本企業(yè)董事會人數(shù)規(guī)模的平均值(中位數(shù))為8.762人(9人)，標準差為1.802，表明不同企業(yè)董事會人數(shù)規(guī)模相差較大。Outdir的平均值(中位數(shù))為0.373(0.333)，表示樣本企業(yè)獨立董事人數(shù)占比的平均值(中位數(shù))為37.3%(33.3%)，最小值和最大值分別為0.333和0.571，標準差為0.054，表明受國有政策影響，樣本企業(yè)獨立董事所占比例總體相差不大。Index的平均值(中位數(shù))為8.157(8.37)，表示樣本企業(yè)所在地區(qū)市場化發(fā)展水平指數(shù)的平均值(中位數(shù))為8.157(8.37)，最小值與最大值分別為-0.3和11.109，標準差為1.868，表明我國不同地區(qū)之間市場化發(fā)展水平相差較大。另外，受限于篇幅，沒有報告的統(tǒng)計結果顯示，變量之間不存在高度的相關性，模型(2)的共線性問題不嚴重。

表2 描述性統(tǒng)計

六、實證結果與分析

(一)產(chǎn)品市場競爭與商譽價值交叉項對公司投資效率的影響

表3報告了全樣本檢驗結果?；貧w結果列(1)顯示，GWt-1的回歸系數(shù)在1%水平上顯著為負，系數(shù)估計值為-0.0507，表明企業(yè)并購商譽價值越高，則企業(yè)后期投資非效率程度越低，也即企業(yè)后期的投資效率程度將會得到提升。HHIa與企業(yè)投資效率之間的回歸系數(shù)不顯著，沒有證據(jù)表明行業(yè)市場競爭程度對企業(yè)投資效率存在單獨的影響關系。C_GWt-1×C_HHIat-1的回歸系數(shù)在5%水平上顯著為正，系數(shù)估計值為0.0952，同時經(jīng)F檢驗發(fā)現(xiàn)GWt-1+C_GWt-1×C_HHIat-1的估計系數(shù)顯著不等于0，表明隨著企業(yè)所在行業(yè)市場壟斷程度的增加，并購商譽對企業(yè)投資非效率的抑制程度將會受到削弱。也即表明，隨著企業(yè)所在行業(yè)市場壟斷程度的提高，并購商譽對企業(yè)投資效率的促進作用程度將會降低。以上研究結果支持了本文的假設1和假設2。本文以HHIb替代HHIa重新定義行業(yè)競爭程度，表3中列(2)顯示了全樣本回歸結果，同樣發(fā)現(xiàn)GWt-1的回歸系數(shù)在1%水平上顯著為負，系數(shù)估計值為-0.0507，表明企業(yè)并購商譽價值越高，則企業(yè)后期投資非效率程度越低，即并購商譽有利于抑制企業(yè)投資非效率，促進企業(yè)的投資效率。C_GWt-1×C_HHIbt-1的回歸系數(shù)在10%水平上顯著為正，同時經(jīng)F檢驗發(fā)現(xiàn)GWt-1+C_GWt-1×C_HHIat-1的估計系數(shù)顯著不等于0，表明隨著行業(yè)市場壟斷程度的增加，并購商譽對企業(yè)投資非效率的抑制程度將受到削弱。這與回歸結果(1)的研究結論完全相一致。控制變量方面，Lnasset的回歸系數(shù)在10%上顯著為正，表明企業(yè)資產(chǎn)規(guī)模越大，則容易導致企業(yè)出現(xiàn)投資非效率。Growth的回歸系數(shù)在5%水平上顯著為正，表明企業(yè)成長性越高則越容易導致企業(yè)出現(xiàn)投資非效率。其他控制變量則沒有發(fā)現(xiàn)明顯的顯著相關結果。

表3 回歸結果

注：括號內(nèi)為t值；*、**、***分別表示在10%、5%和1%水平上顯著；以上經(jīng)過以公司代碼為聚類變量的聚類穩(wěn)健標準誤調(diào)整。

(二)改變投資效率的估計方法

為了進一步檢驗以上研究結論的可靠性，本文進一步改變投資效率的估計方法。使用公司上期的TobinQ代替Growth來重新衡量企業(yè)面臨的投資機會，并重新運行模型(1)，估計出投資效率的指標，進而重新運行模型(2)。表4報告了相應的檢驗結果，全樣本回歸結果發(fā)現(xiàn)無論是列(1)還是列(2)，都顯示GWt-1與企業(yè)投資非效率在1%水平上呈顯著負相關，表明企業(yè)并購商譽價值越高，則企業(yè)后期投資非效率程度越低。C_GWt-1×C_HHIat-1的回歸系數(shù)和C_GWt-1×C_HHIbt-1的回歸系數(shù)在1%水平上顯著為正，系數(shù)估計值分別為0.1256和0.1328，同時經(jīng)F檢驗發(fā)現(xiàn)GWt-1+C_GWt-1×C_HHIat-1和GWt-1+C_GWt-1×C_HHIbt-1的估計系數(shù)顯著不等于0，表明隨著企業(yè)所在行業(yè)市場壟斷程度的增加，并購商譽對企業(yè)投資非效率的抑制程度將會受到削弱。也即表明并購商譽對企業(yè)后期投資效率具有促進作用，但這種正相關程度將隨著企業(yè)所在行業(yè)市場壟斷程度的增加而降低，這與前文的研究結論完全一致。

表4 穩(wěn)健性檢驗(重新定義Xinvest的估計方法)

注：括號內(nèi)為t值；*、**、***分別表示在10%、5%和1%水平上顯著；以上經(jīng)過以公司代碼為聚類變量的Robust聚類穩(wěn)健標準誤調(diào)整。

(三)進一步定義投資效率的估計方法

Modigliani & Miler(1958)[38]和Hayashi(1982)[39]認為在有效的市場條件下，公司投資應當只取決于投資機會。因此，本文分別借鑒Verdi(2006)[40]、Biddle et al.(2006)[41]等做法，運用如下模型分年度和分行業(yè)來估計公司的投資效率：

Invest=β0+β1Growth+ω

(3)

Invest為企業(yè)新增投資，分別利用上期營業(yè)收入增長率(Growth)和上期TobinQ來衡量企業(yè)的投資機會，并估計出企業(yè)最佳投資效率和企業(yè)的投資非效率指標。ω為模型(3)的隨機干擾項。再重新運行模型(2)來檢驗并購商譽價值與企業(yè)投資非效率之間的關系，表5報告了相應的回歸結果?；貧w列(1)和回歸列(2)列顯示GWt-1與企業(yè)投資非效率在1%水平上存在顯著負相關，估計系數(shù)分別為-0.0475和-0.0456，表明企業(yè)并購商譽價值越高則企業(yè)的投資非效率程度越低，即并購商譽價值有助于提升企業(yè)的投資效率。C_GWt-1×C_HHIat-1的回歸系數(shù)在5%水平上顯著為正，系數(shù)估計值分別為0.0938和0.0829，且經(jīng)F檢驗發(fā)現(xiàn)GWt-1+C_GWt-1×C_HHIat-1的估計系數(shù)顯著不等于0，同樣表明隨著行業(yè)市場壟斷程度的增加，并購商譽對企業(yè)投資非效率的抑制程度將受到削弱。也即并購商譽有助于提升企業(yè)的投資效率，但該正相關程度將隨著企業(yè)所在行業(yè)市場壟斷程度的提高而降低，這與前文的研究結論相一致。

表5 穩(wěn)健性檢驗(進一步定義Xinvest的估計方法)

注：括號內(nèi)為t值；*、**、***分別表示在10%、5%和1%水平上顯著；以上經(jīng)過以公司代碼為聚類變量的robust聚類穩(wěn)健標準誤調(diào)整。

(四)進一步分析

由于我國的基本經(jīng)濟制度特征，國有企業(yè)在國民經(jīng)濟許多行業(yè)占有重要地位，甚至成為一些行業(yè)領導性企業(yè)，對行業(yè)內(nèi)的重要經(jīng)營性資源和市場產(chǎn)品定價具有較大的控制勢力，并容易實施收購兼并活動。同時國有企業(yè)由于國有股權的存在，從而為政府實現(xiàn)某些公共利益等目的而干擾國有企業(yè)市場化經(jīng)營提供了途徑渠道。一方面，國有企業(yè)由于自身在行業(yè)內(nèi)的優(yōu)勢，以及存在某種政治關聯(lián)等，從而為國有企業(yè)實現(xiàn)并購活動提供了更為有利的資源或途徑手段等。另一方面，由于國有企業(yè)經(jīng)營中存在一定的政府干擾(Stigler，1971；Spiller，1990；Shleifer & Vishny，1998)，容易使得國有企業(yè)偏離利潤最大化或市場價值最大化目標(Boycko et al.，1996)；同時由于國有企業(yè)存在復雜的委托-代理關系，以及存在預算軟約束等(Li，1992)，可能導致國有企業(yè)投資效率偏離最優(yōu)化。為了考查不同企業(yè)所有權性質(zhì)可能對并購商譽與公司投資效率帶來的差異影響，本文將全部樣本分成國有企業(yè)和非國有企業(yè)子樣本。通過統(tǒng)計發(fā)現(xiàn)，全部樣本中國有企業(yè)共有2963家，占全國樣本企業(yè)的35.18%，非國有企業(yè)共有5459家，占全部樣本企業(yè)的64.82%，其中非國有企業(yè)中絕大部分為民營企業(yè)。

表6報告了相應的分組檢驗結果。從列(1)與列(2)的回歸結果比較得知，無論是國有企業(yè)還是非國有企業(yè)，GWt-1與企業(yè)投資非效率均在1%水平上存在顯著負相關，即表明并購商譽有利于抑制企業(yè)的投資非效率，從而有利于提高企業(yè)后期的投資效率；但相比之下，國有企業(yè)的回歸系數(shù)絕對值(-0.1214)要顯著大于非國有企業(yè)回歸系數(shù)絕對值(-0.0502)，表明相對于非國有企業(yè)，在國有企業(yè)中并購商譽對企業(yè)后期投資非效率的抑制作用更加顯著。同時在國有企業(yè)中，HHIat-1與企業(yè)投資非效率在5%水平上顯著正相關，表明隨著行業(yè)市場壟斷程度提升，則越容易導致國有企業(yè)出現(xiàn)并購投資非效率；而在非國有企業(yè)當中則沒有發(fā)現(xiàn)HHIat-1與投資非效率存在顯著影響。在控制變量方面，在非國有企業(yè)分組中，Lnasset的估計系數(shù)在5%水平上存在顯著正相關，表明非國有企業(yè)資產(chǎn)規(guī)模越大則越容易導致企業(yè)出現(xiàn)投資非效率。Growth的估計系數(shù)在10%水平上存在顯著正相關，表明非國有企業(yè)成長性越高則越容易導致企業(yè)出現(xiàn)投資非效率。Board的估計系數(shù)在5%水平上顯著負相關，表明非國有企業(yè)公司治理中董事會人數(shù)規(guī)模越大有利于抑制企業(yè)投資非效率行為；Lnage的估計系數(shù)在1%水平上顯著負相關，表明非國有企業(yè)上市時間越長則越有利于抑制企業(yè)投資非效率，而以上控制變量在國有企業(yè)中則沒有發(fā)現(xiàn)存在顯著影響。

表6 回歸結果(子樣本)

注：括號內(nèi)為t值；*、**、***分別表示在10%、5%和1%水平上顯著；以上經(jīng)過以公司代碼為聚類變量的robust聚類穩(wěn)健標準誤調(diào)整。

另外，考慮到并購商譽與投資非效率之間的關系可能與投資非效率的類型相關，為此將非效率投資分為投資過度(Xinvest>0)和投資不足(Xinvest<0)兩種情況，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了分組回歸檢驗。表7報告了相應檢驗結果，在投資過度樣本中，GWt-1的估計系數(shù)在1%水平上存在顯著負相關，表明企業(yè)并購商譽越大則越容易抑制企業(yè)后期的投資過度行為。在投資不足樣本中，則沒有發(fā)現(xiàn)GWt-1的估計系數(shù)顯著不等于0，沒有證據(jù)表明并購商譽能有效抑制企業(yè)后期的投資不足。本研究結果也表明并購商譽對企業(yè)投資非效率的抑制作用主要表現(xiàn)為抑制企業(yè)后期的投資過度行為，從而有助于促進企業(yè)后期投資效率的提升。在控制變量方面，Lnasset與企業(yè)投資不足在1%水平上存在顯著負相關，表明企業(yè)資產(chǎn)規(guī)模越大則越有利于抑制企業(yè)的投資不足。Growth與投資過度和投資不足均在10%水平上存在顯著正相關，表明企業(yè)成長性越高則越容易導致企業(yè)出現(xiàn)投資過度或投資不足；Lev與企業(yè)投資過度在5%水平上存在顯著正相關，Lev與企業(yè)投資不足在1%水平上存在顯著負相關，表明企業(yè)財務杠桿水平越高則越容易導致企業(yè)投資過度，并抑制企業(yè)的投資不足行為；First與企業(yè)投資過度在5%水平上存在顯著正相關，表明第一大股東持股比例越高則越容易導致企業(yè)內(nèi)部治理集權并出現(xiàn)投資過度行為；Mshare與企業(yè)投資過度在1%水平上顯著負相關，表明企業(yè)管理層持股比例越高則越有利于發(fā)揮股權激勵和民主決策等效應并抑制企業(yè)出現(xiàn)投資過度行為。以上檢驗結果進一步支持了前文的研究結論。

表7 回歸結果(子樣本)

注：括號內(nèi)為t值；*、**、***分別表示在10%、5%和1%水平上顯著；以上經(jīng)過以公司代碼為聚類變量的robust聚類穩(wěn)健標準誤調(diào)整。

為了進一步檢驗上述研究結果的穩(wěn)健性，本文進一步改變企業(yè)并購商譽的衡量方法。由于并購商譽屬于企業(yè)的特殊無形資產(chǎn)，為了避免不同企業(yè)因舉債規(guī)模的差異而對商譽價值的衡量方法帶來的干擾影響，本文重新定義(并購商譽價值=商譽凈額/公司凈資產(chǎn))，并重復模型(1)和模型(2)的估計過程，結果發(fā)現(xiàn)并沒有改變前文的研究結論。由于部分行業(yè)上市公司樣本數(shù)量較少，本文剔除樣本數(shù)量少于15家的行業(yè)，并重新對剩余行業(yè)樣本公司進行上述檢驗，發(fā)現(xiàn)回歸結果并沒有改變以上研究結論(該過程略)。

七、研究結論與啟示

近些年來隨著資本市場企業(yè)并購活動日趨活躍，具有商譽價值公司數(shù)量及其并購商譽價值所占比重也呈不斷攀升態(tài)勢，由此帶來的并購商譽經(jīng)濟后果引起了市場投資者及政府監(jiān)管機構的廣泛關注。本文以2010—2017年我國滬深A股非金融類上市公司為研究樣本，實證檢驗了并購商譽與企業(yè)投資效率之間的影響關系以及行業(yè)市場競爭程度不同所帶來的影響差異效應。研究結果發(fā)現(xiàn)，并購商譽有利于抑制企業(yè)后期的投資非效率行為，并購商譽越高則企業(yè)后期的投資非效率程度越低；相對于市場壟斷程度較低的行業(yè)，市場壟斷程度較高的行業(yè)的企業(yè)并購商譽對企業(yè)投資非效率的抑制作用將會受到削弱。進一步研究發(fā)現(xiàn)，并購商譽對國有企業(yè)投資非效率的抑制程度要顯著大于非國有企業(yè)，而并購商譽對企業(yè)投資非效率的抑制作用主要表現(xiàn)為抑制企業(yè)后期的投資過度行為。

本文彌補了以往對于并購商譽與企業(yè)投資效率之間影響關系研究的不足，拓展了并購商譽經(jīng)濟后果的相關文獻，對于進一步認識行業(yè)市場競爭環(huán)境以及產(chǎn)權性質(zhì)在企業(yè)投資效率中所起的重要作用，對于政府監(jiān)管機構、企業(yè)管理人員以及市場投資者的投資決策都具有重要啟示作用。首先，政府監(jiān)管機構要維護自由公平的市場競爭環(huán)境，不斷提升資本市場水平以充分發(fā)揮市場在企業(yè)價值信息發(fā)現(xiàn)功能中所起的重要作用；同時針對我國近些年來部分上市公司巨額商譽減值導致的業(yè)績變臉等風險則需進一步加強市場監(jiān)管，不斷完善企業(yè)并購商譽價值的事前發(fā)現(xiàn)、事中理性評估和事后糾正機制，以保護廣大投資者的利益。其次，企業(yè)管理者在市場并購活動中需對被并購企業(yè)市場價值做出審慎合理的評估分析，既要充分發(fā)揮企業(yè)并購帶來的協(xié)同效應以提升企業(yè)市場競爭力，同時要避免支付過高溢價以及不合理業(yè)務并購所帶來的損誤風險。再次，市場投資者要正確理性認識企業(yè)合理并購帶來的價值增值和投資效率提升效應，同時要規(guī)避企業(yè)非合理業(yè)務并購可能帶來并購商譽虛高，業(yè)績承諾失敗的損失風險。