趙彥鋒 孫會敏 丁競男

摘要：本文以滬深A(yù)股非金融與房地產(chǎn)類上市公司為研究對象，考察并購商譽與企業(yè)金融化之間的關(guān)系。研究發(fā)現(xiàn)，并購商譽能夠抑制企業(yè)金融化，外延擴張促進實體投資與研發(fā)投入是并購商譽抑制企業(yè)金融化的路徑;進一步的制度環(huán)境分析表明，良好的制度環(huán)境能夠強化并購商譽對企業(yè)金融化的抑制效應(yīng)。本文既豐富了商譽經(jīng)濟后果以及企業(yè)金融化影響因素的文獻，又對投資者全面認(rèn)知并購商譽及優(yōu)化企業(yè)金融資產(chǎn)配置決策具有啟示意義。

關(guān)鍵詞：并購商譽;企業(yè)金融化;實體投資;研發(fā)投入

一、引言

近年來，我國資本市場掀起了并購浪潮，根據(jù)CSMAR數(shù)據(jù)庫統(tǒng)計，2009-2019年，因并購產(chǎn)生商譽的公司數(shù)量占當(dāng)年上市公司總數(shù)的比重由32.82%增加到59.24%，商譽占總資產(chǎn)的比重也由23.18%增加到84.16%，商譽及其減值影響成為理論界與實務(wù)界關(guān)注的焦點?，F(xiàn)有文獻用規(guī)模、比例或模型研究了商譽的盈余操縱[1～2]、商譽對審計費用的提高[3]以及對股價崩盤風(fēng)險的提高[4]，而對商譽影響投資行為的研究集中在創(chuàng)新投入和產(chǎn)出效率[5～6]，尚未發(fā)現(xiàn)商譽影響金融資產(chǎn)投資的文獻。

近年來隨著實體行業(yè)投資回報的下滑，不少企業(yè)增加金融資產(chǎn)投資尋求跨行業(yè)套利，微觀層面“金融化”趨勢明顯[7～8]。根據(jù)CSMAR數(shù)據(jù)庫統(tǒng)計，上市公司中持有金融資產(chǎn)公司占比最低年份比例也達81.34%，最高年份更是高達91.63%，且持有金融資產(chǎn)均值總體攀升。自黨的十九大報告強調(diào)“增強金融服務(wù)實體經(jīng)濟能力”以來，國家層面多次強調(diào)“金融支持實體”，防止“脫實向虛”成為經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的重中之重，而只有深入了解影響企業(yè)金融化的因素，才能制定針對性的“脫虛”對策。在此背景下，考察并購商譽對企業(yè)金融化的影響及其作用機制具有現(xiàn)實及理論意義。

本文以2009-2019年我國滬深A(yù)股非金融與房地產(chǎn)類上市公司為研究對象，考察并購商譽如何影響企業(yè)金融化水平。與以往研究相比，本文的可能貢獻有：（1）豐富了并購商譽經(jīng)濟后果研究。雖然現(xiàn)有少量文獻研究發(fā)現(xiàn)，并購商譽會提升當(dāng)期公司業(yè)績和市場績效等，但是大多數(shù)研究支持并購商譽的負(fù)面效應(yīng)，而本文則從企業(yè)金融化角度提供了并購商譽正面效果的經(jīng)驗證據(jù)，為更全面評價并購績效提供新視角。（2）拓展了企業(yè)金融化影響因素研究。現(xiàn)有研究雖然從管理層特征[9]、公司業(yè)績[10]、內(nèi)部資本市場[11]、股權(quán)結(jié)構(gòu)[12]等微觀企業(yè)層面考察了企業(yè)金融化的影響因素，并關(guān)注了企業(yè)金融化對實體投資、創(chuàng)新投入的“擠出效應(yīng)”，但對重大投資并購如何影響企業(yè)金融化研究不足，本文從并購商譽的微觀層面拓展了企業(yè)金融化影響因素研究。（3）完善了企業(yè)投資互動關(guān)系研究。本文將并購商譽、實體投資、研發(fā)投入與企業(yè)金融化納入統(tǒng)一分析框架，提供了并購商譽通過實體投資、研發(fā)投入降低企業(yè)金融化的直接證據(jù)，完善了企業(yè)不同投資之間互動關(guān)系的研究。

二、文獻綜述與研究假設(shè)

（一）文獻綜述

1. 并購商譽的經(jīng)濟后果

并購商譽經(jīng)濟后果研究結(jié)論尚不一致，有正面效應(yīng)與負(fù)面效應(yīng)之爭。從對融資的影響來看，商譽會加劇企業(yè)融資約束[13]，商譽占總資產(chǎn)比重與債券評級的等級顯著負(fù)相關(guān);上年增加的商譽并不影響債券評級調(diào)整方向，但商譽減值顯著提高了債券評級的等級[14];徐經(jīng)長等（2017）[15]則研究發(fā)現(xiàn)確認(rèn)商譽會降低債務(wù)融資成本，而商譽減值會提高債務(wù)融資成本。從對投資的影響來看，并購商譽會抑制企業(yè)創(chuàng)新[6]，因此，并購商譽水平越高的企業(yè)，技術(shù)創(chuàng)新水平越低[5]，不過也有研究發(fā)現(xiàn)，并購商譽能有效提升企業(yè)的投資效率[16]。就對股利政策的影響來看，研究發(fā)現(xiàn)商譽會降低企業(yè)進行現(xiàn)金股利分配的傾向，且商譽金額越大企業(yè)進行現(xiàn)金股利分配的比例越低，商譽會增加企業(yè)股票股利[17]。商譽對企業(yè)績效的影響也有正面與負(fù)面的爭議，一部分學(xué)者認(rèn)為，并購商譽對企業(yè)有提升當(dāng)期公司業(yè)績[4，18]、提高市場績效[19]、提高對公司績效預(yù)測的精準(zhǔn)性[20]、增加企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)等促進作用;也有一部分學(xué)者認(rèn)為商譽會對企業(yè)造成不利的影響，如降低會計信息質(zhì)量[1]、提高審計費用[3]或者誤導(dǎo)投資者和分析師對市場的預(yù)期從而增加股價崩盤風(fēng)險等[4]，超額商譽還可能導(dǎo)致企業(yè)產(chǎn)品市場份額和行業(yè)競爭優(yōu)勢的持續(xù)下降，最終損害企業(yè)經(jīng)營業(yè)績[21]。

2. 影響企業(yè)金融化的因素

現(xiàn)有文獻從內(nèi)部和外部兩個層面探討了影響企業(yè)金融化的因素。內(nèi)部影響因素主要包括：高業(yè)績與低業(yè)績均會增加金融資產(chǎn)[10]、融資約束降低促進金融化[22];管理層過度自信[23]、創(chuàng)始人控制[24]、管理層金融背景[8]、境外居留權(quán)等均會增加金融資產(chǎn)[25];此外，其他利益相關(guān)者亦會影響企業(yè)金融化程度，比如客戶集中度[26]、企業(yè)社會責(zé)任[27]能夠促進企業(yè)金融化;而多個大股東的股權(quán)結(jié)構(gòu)能夠抑制企業(yè)金融化[12]。外部影響因素主要包括：經(jīng)濟政策不確定性能夠促進或者抑制企業(yè)金融化[28～29]，市場競爭[30]、融資融券[31～32]能夠助推企業(yè)“脫實向虛”，而利率管制[33]、金融監(jiān)管[34]則能夠有效遏制企業(yè)“脫實向虛”。

現(xiàn)有商譽經(jīng)濟后果及企業(yè)金融化影響因素研究雖然較為豐富，但是仍然存在以下不足：（1）并購商譽經(jīng)濟后果研究主要聚焦于公司業(yè)績、市場績效、審計費用、會計信息質(zhì)量等方面，缺乏對投資行為尤其是不同類型投資之間關(guān)系影響的研究。（2）企業(yè)金融化影響因素側(cè)重于公司治理、內(nèi)部控制及外部宏觀因素，缺乏對企業(yè)自身重大投資行為影響的關(guān)注，比如非關(guān)聯(lián)并購。（3）并購商譽及企業(yè)金融化經(jīng)濟后果偏重于負(fù)面效應(yīng)，商譽前期研究還有正面影響績效的證據(jù)，但近年來負(fù)面的一邊倒現(xiàn)象，與經(jīng)濟學(xué)的“超額收益觀”嚴(yán)重背離，使投資者難以形成全面認(rèn)知，不利于形成資本市場的合理定價。

（二）理論分析與假設(shè)提出

并購作為外延式擴張，是企業(yè)快速擴大資產(chǎn)規(guī)模、增強競爭力的主要手段，其作為一種重要戰(zhàn)略行為，能夠優(yōu)化資源配置、提升企業(yè)盈利能力進而增強企業(yè)的核心競爭力。并購商譽是并購企業(yè)預(yù)期能夠通過被并購企業(yè)的資產(chǎn)或者兩者之間的協(xié)同效應(yīng)獲得超過同行業(yè)平均收益水平的收益額，而愿意支付超過并購資產(chǎn)公允價值的價格，其本質(zhì)是那些未記錄在資產(chǎn)負(fù)債表中，但卻能給企業(yè)帶來經(jīng)濟利益[35]，計量上表現(xiàn)為預(yù)期未來超額盈利能力的貼現(xiàn)[1]，從這個意義上講，商譽能夠表征潛在競爭力。作為實體經(jīng)營活動效率的體現(xiàn)，企業(yè)競爭力理應(yīng)受到實業(yè)投資變化的影響[36]，因此，如果并購商譽能夠為并購雙方帶來超額盈利能力的協(xié)同效應(yīng)，那么商譽將有助于并購企業(yè)著眼于長遠發(fā)展，增加實體投資和研發(fā)投入，降低有損企業(yè)長期價值的金融資產(chǎn)投資，從而表現(xiàn)出“抑制”企業(yè)金融化的效應(yīng)，商譽影響企業(yè)金融化的具體路徑如下。

并購商譽激發(fā)企業(yè)實體投資

并購商譽帶來的規(guī)模擴張促進實體投資。作為宏觀經(jīng)濟細胞的實體企業(yè)，其價值創(chuàng)造與積累是經(jīng)濟增長的源泉，而實體投資是促進主業(yè)發(fā)展的根本，就并購創(chuàng)造價值的機理來看，商譽能夠促進實體投資。首先，規(guī)模效應(yīng)要求擴大實體投資。規(guī)模效應(yīng)是并購創(chuàng)造價值的實現(xiàn)路徑，通過復(fù)制主并方的硬件，直接表現(xiàn)為投資規(guī)模的擴大、產(chǎn)量與銷量提高，形成優(yōu)勢市場地位，提高成本加成率，實現(xiàn)更大企業(yè)價值。因為實體投資與金融投資之間的此消彼長關(guān)系，就并購商譽對投資結(jié)構(gòu)的影響來看，并購后的規(guī)模擴張繼續(xù)增加實體投資，自然降低金融資產(chǎn)比例。其次，資源整合會加大實體投資調(diào)整力度。為實現(xiàn)并購商譽包含的預(yù)期協(xié)同效應(yīng)，并購參與方會相互合作進行資源整合，并購中形成的優(yōu)勢互補增強了企業(yè)的風(fēng)險承擔(dān)意愿，并且不同背景與知識管理層的加入能夠降低決策失誤，增加未來現(xiàn)金流，降低資金鏈斷裂風(fēng)險，從而進一步優(yōu)化投資結(jié)構(gòu)，提升投資效率。

并購商譽促進企業(yè)研發(fā)投入

以技術(shù)升級、科技創(chuàng)新為代表的新動能將成為推動經(jīng)濟增長的主要力量，企業(yè)只有重視研發(fā)投入，提高研發(fā)效率，縮短技術(shù)市場化轉(zhuǎn)換的時間，才能保持行業(yè)中的競爭優(yōu)勢[37]，形成品牌聲譽，提高市場地位。首先，并購形成的規(guī)模優(yōu)勢會激發(fā)研發(fā)動機，特別是橫向并購能迅速擴大企業(yè)規(guī)模，吸收創(chuàng)新的溢出效應(yīng)，并將研發(fā)成本攤薄，從而增強并購后的研發(fā)動機。其次，并購會引入其他外部股東，根據(jù)股東資源理論，股東除財務(wù)投資者身份外，還是獨特資源提供者，因此，其他股東的加入意味著市場資源、技術(shù)資源等異質(zhì)性互補注入資源，緩解融資約束，增強資源研發(fā)能力。在資源一定的情況下，增加金融資產(chǎn)配置將會擠出研發(fā)投入，削弱企業(yè)競爭力。因此，并購企業(yè)為提高其核心競爭力會增加研發(fā)投入、降低金融投資。此外，并購商譽暗含的超額收益強化企業(yè)的風(fēng)險承擔(dān)能力，并購中更多大股東的加入也分散了投資失敗的風(fēng)險，這會促進長期項目的投資，包括基于主業(yè)的實體投資以及風(fēng)險更高的研發(fā)投入。基于此，提出以下研究假設(shè)：

H1：在控制其他影響因素的情況下，并購商譽會抑制企業(yè)金融化。

H2：增加實體投資、研發(fā)投入是并購商譽抑制企業(yè)金融化的路徑。

三、研究設(shè)計

（一）樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文以我國滬深A(yù)股非金融與房地產(chǎn)類上市公司為研究對象，為避免金融危機的影響，選取2009-2019年為樣本期間。對初始樣本進行如下篩選：（1）剔除金融業(yè)、房地產(chǎn)行業(yè)的樣本;（2）剔除主要數(shù)據(jù)缺失樣本;（3）為了消除樣本中變量異常值的影響，本文對連續(xù)變量進行Winsorize（正負(fù)1%）處理。最終，得到25778個年度企業(yè)觀測值。本文所涉及的相關(guān)財務(wù)數(shù)據(jù)均來自CSMAR數(shù)據(jù)庫。

（二）變量定義

具體變量定義及衡量方法見表1。其中，并購商譽的衡量方法參考蔣堯明和楊李娟（2020）[3]的研究;企業(yè)金融化的衡量方法借鑒彭俞超等（2018）[28]的研究，其比值越高，企業(yè)金融化程度就越高。

（三）模型設(shè)計

為檢驗并購商譽對企業(yè)金融化的影響，構(gòu)建如下模型（1）：

????????????????????? （1）

其中，F(xiàn)in表示企業(yè)金融化程度，Gw表示企業(yè)并購商譽，Xit代表控制變量組。此外，本文還控制了年度與行業(yè)效應(yīng)。根據(jù)預(yù)期，模型（1）回歸系數(shù)β1顯著為負(fù)，表明并購商譽具有抑制企業(yè)金融化的效應(yīng)，即H1得以驗證。

為了檢驗H2，分別以實體投資、研發(fā)投入為中介變量進行中介效應(yīng)檢驗。具體模型如（2）～（5）：

借鑒呂長江和張海平（2011）[38]的研究，模型（2）和（3）中的實體投資（Invest）用“（購建固定資產(chǎn)無形資產(chǎn)和其他長期資產(chǎn)支付的現(xiàn)金+取得子公司及其他營業(yè)單位支付的現(xiàn)金凈額-處置固定資產(chǎn)無形資產(chǎn)和其他長期資產(chǎn)收回的現(xiàn)金凈額-處置子公司及其他營業(yè)單位收到的現(xiàn)金凈額）/總資產(chǎn)”衡量;借鑒田利輝和王可第（2019）[39]，模型（4）和（5）中的研發(fā)投入（R&D）用“（研發(fā)支出-L.研發(fā)支出）/L.總資產(chǎn)”衡量。其中，用模型（2）和（4）檢驗解釋變量（Gw）對中介變量（Invest或R&D）的影響，若系數(shù)γ1顯著，則用模型（3）和（5）同時納入解釋變量（Gw）與中介變量（Invest或R&D）進行分析，若系數(shù)μ2顯著且系數(shù)γ1絕對值大小有所下降，則中介效應(yīng)成立[40]，即H2得以驗證。

四、實證結(jié)果及分析

（一）描述性統(tǒng)計

表2的變量描述性統(tǒng)計顯示，企業(yè)金融投資占總資產(chǎn)比例的最小值為0，最大值為54.1%，均值為6.6%，不同企業(yè)的金融投資占比差異較大。并購商譽的最大值為38.2%，最小值為0，平均值為2.8%，表明商譽分布在不同企業(yè)，差異較大。其他變量分布與同類研究基本一致。

（二）相關(guān)性分析

各主要變量之間的相關(guān)系數(shù)如表3所示，并購商譽與企業(yè)金融化在1%的水平上負(fù)相關(guān)，初步表明并購商譽能夠抑制企業(yè)金融化水平，其他變量的相關(guān)系數(shù)絕對值大都小于0.5，說明所選變量多重共線性較低。

（三）基本回歸結(jié)果及分析

表4報告了模型（1）的回歸結(jié)果。第（1）列為僅包括并購商譽的回歸結(jié)果，第（2）列控制了特征變量和治理變量，第（3）列進一步控制行業(yè)及年度效應(yīng)。從結(jié)果來看，隨著更多控制變量的加入，并購商譽（Gw）的回歸系數(shù)為負(fù)，顯著水平均為1%，且絕對值逐漸增大，分別為-0.0395、-0.0417、-0.0764，表明無論是否控制特征變量、治理變量、行業(yè)及年度效應(yīng)，并購商譽都能顯著降低企業(yè)金融化，H1得到驗證，即并購商譽能夠抑制實體企業(yè)金融化。

（四）穩(wěn)健性檢驗

1. 面板回歸

鑒于本文數(shù)據(jù)非平衡面板的特點，以下運用面板回歸對上述模型進行了重新估計，回歸結(jié)果如表5所示?？梢钥闯?，無論是固定效應(yīng)還是隨機效應(yīng)，核心解釋變量并購商譽（Gw）的回歸系數(shù)仍然在1%的水平上顯著為負(fù)，與橫截面回歸結(jié)果一致，H1仍然得到支持。

2. 解釋變量滯后

考慮到并購商譽對企業(yè)金融資產(chǎn)投資的影響可能存在滯后性，以下將解釋變量并購商譽滯后一期Lgw、滯后兩期L2gw與企業(yè)金融化Fin重新回歸，結(jié)果見表6。解釋變量并購商譽無論滯后一期還是滯后兩期，回歸系數(shù)均為負(fù)，且都在1%水平上顯著，與基本回歸結(jié)果一致。

3. 更換核心變量衡量方式

為了避免變量度量造成的偏差，本文還更換了并購商譽及企業(yè)金融化水平的衡量方式進行穩(wěn)健性檢驗。首先，改變并購商譽的衡量方式。借鑒閆華紅和王亞茹（2020）[41]的研究，定義Gw_2當(dāng)年有新增商譽的為1，否則為0;定義Gw_3為當(dāng)年新增并購商譽與年末總資產(chǎn)賬面價值的比值?；貧w結(jié)果見表7第（1）～（2）列，并購商譽回歸系數(shù)均在1%水平上顯著為負(fù)，降低了企業(yè)金融化水平。其次，改變企業(yè)金融化水平的衡量方式，借鑒顧雷雷等（2020）[37]的研究，定義Fin1為交易性金融資產(chǎn)、衍生金融資產(chǎn)、其他應(yīng)收款凈額、買入返售金融資產(chǎn)凈額、一年內(nèi)到期的非流動資產(chǎn)、其他流動資產(chǎn)、發(fā)放貸款及墊款凈額、可供出售金融資產(chǎn)凈額、持有至到期投資凈額、長期股權(quán)投資凈額、投資性房地產(chǎn)凈額、其他非流動資產(chǎn)之和與總資產(chǎn)的比值;借鑒杜勇等（2017）[42]的研究，定義Fin2為交易性金融資產(chǎn)、衍生金融資產(chǎn)、發(fā)放貸款及墊款凈額、可供出售金融資產(chǎn)凈額、持有至到期投資凈額、投資性房地產(chǎn)凈額之和與總資產(chǎn)的比值;借鑒彭俞超等（2018）[43]的研究，定義Fin3為交易性金融資產(chǎn)、買入返售金融資產(chǎn)凈額、可供出售金融資產(chǎn)凈額、發(fā)放貸款及墊款凈額、持有至到期投資凈額之和與總資產(chǎn)的比值?；貧w結(jié)果見表7第（3）～（5）列，并購商譽的回歸系數(shù)均在1%水平上顯著為負(fù)，即并購商譽能夠抑制企業(yè)金融化，與H1檢驗結(jié)果一致，回歸結(jié)果穩(wěn)健。

4.? PSM回歸

為了緩解樣本選擇偏差，本文對有商譽的企業(yè)與沒有商譽的企業(yè)采用不同的匹配方法匹配樣本并進行PSM回歸，回歸結(jié)果見8。不論采用半徑匹配還是卡尺匹配，并購商譽的回歸系數(shù)仍然為負(fù)，且在1%或5%的水平上顯著，與H1檢驗結(jié)果一致。

（五）影響機制檢驗

本文分別以實體投資、研發(fā)投入為中介變量，分析影響并購商譽抑制企業(yè)金融化的作用機制，檢驗結(jié)果見表9。由第（1）和（3）列實證結(jié)果可見，并購商譽（Gw）與實體投資、研發(fā)投入在1%的水平顯著正相關(guān);由第（2）和（4）列的實證結(jié)果可見，并購商譽（Gw）與企業(yè)金融化（Fin）都在1%的水平顯著負(fù)相關(guān)，且Gw的系數(shù)絕對值大小與主回歸相比有所下降。同時還進行了Sobel檢驗，Z統(tǒng)計量分別是-9.613、-4.486且在1%的水平上顯著，說明實體投資、研發(fā)投入在并購商譽與企業(yè)金融化之間起到部分中介效應(yīng)，H2得以驗證。顯然，金融投資會擠占企業(yè)的實體投資以及研發(fā)投入，降低企業(yè)的生產(chǎn)效率，不利于企業(yè)的創(chuàng)新;而具有較高并購商譽的企業(yè)會立足企業(yè)長期發(fā)展，提高實體投資和研發(fā)投入來發(fā)揮并購協(xié)同效應(yīng)，從而抑制金融資產(chǎn)投資，從另一個角度說明了實體投資與金融投資的替代關(guān)系，也表明了作為重大資產(chǎn)配置行為的并購會改變內(nèi)部資產(chǎn)的配置，從而提高資源使用效率。

五、進一步分析：制度環(huán)境的調(diào)節(jié)效應(yīng)

作為重要的外部制度環(huán)境，市場化進程會顯著影響上市公司的微觀行為，這一結(jié)論得到經(jīng)驗研究的廣泛支持。在市場化進程高的地區(qū)，經(jīng)濟環(huán)境良好，市場活動活躍，并購頻繁;而在市場化進程低的地區(qū)，經(jīng)濟發(fā)展水平較低，企業(yè)擴張動力存在先天不足，因并購市場不活躍而缺乏目標(biāo)企業(yè)進而形成商譽的概率更小。另外制度環(huán)境作為公司外部治理環(huán)境之一，是保證資本市場有序發(fā)展的關(guān)鍵因素。良好的制度環(huán)境可以有效監(jiān)督和制約企業(yè)并購行為的發(fā)生，降低非理性并購行為發(fā)生的概率，從而減少商譽泡沫。整體而言，良好的制度環(huán)境能夠優(yōu)化并購行為，如事前選擇合適并購對象，事中、事后提供制度與資源保障，從而提高并購效率，并且能夠優(yōu)化并購后的資源整合。從投資結(jié)構(gòu)來看，良好的制度環(huán)境提供的產(chǎn)權(quán)保護以及資源便利，對并購后的實體投資和研發(fā)投入促進作用更大，表現(xiàn)出更強的企業(yè)金融化抑制效應(yīng)。

為檢驗制度環(huán)境的調(diào)節(jié)效應(yīng)，采用市場化指數(shù)、市場中介組織發(fā)育和法律制度環(huán)境指數(shù)來衡量企業(yè)所處地區(qū)的制度環(huán)境。當(dāng)市場化指數(shù)、市場中介組織發(fā)育和法律制度環(huán)境指數(shù)高于平均值時，則認(rèn)為外部制度環(huán)境較好;反之，則認(rèn)為外部制度環(huán)境不好?；貧w結(jié)果見表10，在市場化指數(shù)高組，并購商譽回歸系數(shù)為-0.1031，且在1%的水平上顯著;在市場化指數(shù)低組中，并購商譽（Gw）回歸系數(shù)雖然為-0.0310，但是顯著性水平下降為10%;組間系數(shù)差異卡方檢驗的Chi2值為18.73（p=0.0000），表明并購商譽對企業(yè)金融化的影響在兩組之間存在差異。在法制水平高組，并購商譽（Gw）回歸系數(shù)為-0.1139，且在1%的水平上顯著;在法制水平低組中，并購商譽（Gw）回歸系數(shù)雖然為-0.0289，但是顯著性水平下降為10%;組間系數(shù)差異卡方檢驗的Chi2值為 27.65（p=0.0001），表明并購商譽對企業(yè)金融化的影響在法制水平不同的兩組樣本之間存在差異。因此，從反映外部制度環(huán)境的兩個維度回歸結(jié)果表明，與外部制度環(huán)境較差的地區(qū)相比，并購商譽對企業(yè)金融化的抑制作用在外部制度環(huán)境較好的地區(qū)更顯著。

六、結(jié)論與啟示

（一）結(jié)論

本文以2009-2019年我國滬深A(yù)股非金融與房地產(chǎn)類上市公司為研究對象，理論分析與實證檢驗了并購商譽對實體企業(yè)金融化的影響。研究發(fā)現(xiàn)，并購商譽具有抑制企業(yè)金融化的效應(yīng)，運用面板回歸、解釋變量滯后一期及兩期、更換核心變量衡量方法及不同匹配方法、匹配樣本回歸等穩(wěn)健性檢驗，結(jié)論仍成立。利用中介效應(yīng)進行的機制檢驗表明，增加實體投資與研發(fā)投入是并購商譽降低金融投資的主要路徑。制度環(huán)境的調(diào)節(jié)效應(yīng)分析顯示，良好的制度環(huán)境能夠強化并購商譽對企業(yè)金融化的抑制效應(yīng)，即在市場化程度和法制水平越高的環(huán)境下，并購商譽的企業(yè)金融化抑制效應(yīng)更顯著。

（二）啟示

第一，全面評價商譽的經(jīng)濟效應(yīng)。將并購商譽、實體投資、金融資產(chǎn)投資納入統(tǒng)一分析框架后發(fā)現(xiàn)這些投資之間存在替代效應(yīng)，并且較高并購商譽能夠激勵企業(yè)注重長期發(fā)展，增加實體投資、研發(fā)投入而抑制金融投資，為對商譽普遍質(zhì)疑中全面評價其影響提供新視角。第二，控制商譽的度。雖然并購商譽能夠降低企業(yè)金融化水平，但企業(yè)不能盲目并購引發(fā)超額商譽而成為未來經(jīng)營負(fù)擔(dān)。因此，政府應(yīng)加強監(jiān)管，引導(dǎo)企業(yè)合理配置資產(chǎn)，更好發(fā)揮金融支持實體經(jīng)濟發(fā)展的作用。第三，政府應(yīng)持續(xù)推進市場化建設(shè)。良好的制度環(huán)境是優(yōu)化企業(yè)投融資行為的保障，政府應(yīng)持續(xù)推進市場化建設(shè)與法制建設(shè)，優(yōu)化營商環(huán)境，為企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展提供支持。

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