超額商譽對企業(yè)創(chuàng)新投入的影響

代 文 張思宇

(湖北工業(yè)大學 經濟與管理學院，湖北 武漢 430068)

0 引言

創(chuàng)新作為引領發(fā)展的第一動力，是企業(yè)高質量發(fā)展的有效途徑。然而，由于創(chuàng)新活動面臨著信息不對稱和周期較長的問題，因此為了快速給企業(yè)注入新的血液，并購成為了企業(yè)擴大規(guī)模和提升核心競爭力的主要手段。根據(jù) CSMAR 數(shù)據(jù)庫可知，我國A股市場并購交易頻繁，產生的商譽占比越來越大，擁有商譽的A股上市公司從2010年609家上升到2020年2 049家。2019年的年報會計監(jiān)督報告指出，在發(fā)生非同一控制下企業(yè)合并時，無形資產并不是以公允價值入賬，而是以合并成本與可辨認凈資產公允價值的差額作為入賬價值，因此企業(yè)的無形資產和商譽的確認方法存在問題，導致金額存在錯誤。在我國現(xiàn)行會計準則下，企業(yè)并未被要求披露與形成商譽有關的信息，導致企業(yè)在確認商譽時具有主觀性，容易高估合并雙方的資源協(xié)同效應，從而支付過高的價格，而不合理的高出部分被認為是超額商譽。因此并購產生的超額商譽，很可能不僅不會給企業(yè)帶來協(xié)同效應，更可能會影響企業(yè)長期發(fā)展，造成企業(yè)創(chuàng)新投入不足等問題。

目前關于商譽研究主要集中在商譽的本質、商譽的會計處理和商譽的形成原因等，已有研究表明，商譽的實質是在并購過程中，企業(yè)愿意支付的代價未來能夠給企業(yè)帶來超額收益，并能發(fā)生協(xié)同作用[1-2]；企業(yè)會計準則將商譽從無形資產中脫離出來，作為資產單獨列示，且改變了定期攤銷轉回的計量方法，采用每年進行減值測試，經計提不得轉回的方式。相關財務人員利用商譽的會計處理方式調節(jié)利潤，逃避納稅義務等，因此商譽的會計處理方式在后續(xù)還需不斷改善[3]；商譽形成的原因包括管理層過度自信，在并購活動中不夠理性，往往認為是市場低估了企業(yè)的價值，而自己的能力高于市場平均水平，因此會出現(xiàn)低估風險，高估商譽的現(xiàn)象，推動并購的產生[4]。以往研究通過實證發(fā)現(xiàn)，管理層的過度自信程度越高，公司當年新增的并購商譽越多，只有在管理層非過度自信的上市公司中，公司當年新增的并購商譽才會對并購后1年的公司業(yè)績有正向影響[5]。而內部控制可以抑制商譽溢價的產生，當公司的內部控制更加完善時，管理層的自由度就會降低，因此并購產生的商譽溢價就會相應降低[6]。目前商譽產生的經濟后果是學術界關注的重點。

技術創(chuàng)新是企業(yè)長期生存法則，企業(yè)創(chuàng)新的影響因素一直是國內外關注的重點，主要集中在社會層面、企業(yè)層面和管理層個人層面等。首先從社會層面來說，國有企業(yè)與非國有企業(yè)由于社會責任的不同，會導致各影響因素對企業(yè)創(chuàng)新投入的作用會存在差異。有研究表明，當中央政策和地方政策的實施具有協(xié)同效應時，會給企業(yè)創(chuàng)新帶來雙倍的資源優(yōu)勢，有助于外資股東對國有企業(yè)研發(fā)投入[7]。其次從企業(yè)層面來說，董事會的容忍度對企業(yè)創(chuàng)新投入具有顯著的正向關系，即董事會給予管理層越大的容忍度，管理層越有勇氣嘗試新的投資項目，有助于企業(yè)加大創(chuàng)新投入，給企業(yè)帶來更大的收益[8]。最后從管理層層面來說，探討了CEO的年齡、專業(yè)技術背景、學歷和任期等個人特征對企業(yè)創(chuàng)新的影響，研究表明年齡越低的管理者越容易接受新事物，創(chuàng)新能力和研發(fā)能力都更強，因此和企業(yè)創(chuàng)新投入正相關，而CEO的專業(yè)技術背景、學歷和任期都與企業(yè)創(chuàng)新投入負相關[9]。

關于超額商譽與企業(yè)創(chuàng)新投入的研究并不多，基于該方面研究的主題，學者主要從并購商譽對企業(yè)創(chuàng)新產出及創(chuàng)新效率的影響等方面進行了相關研究，但超額商譽對企業(yè)創(chuàng)新的影響及其路徑方面的研究甚少。隨著并購行為發(fā)生的頻率越來越多，讓更多人關注到了并購行為產生的超額商譽，超額商譽占的比例越來越多。從企業(yè)內部因素考慮，企業(yè)產生的超額商譽嚴重占用公司資金，經營風險成本變高，財務穩(wěn)定性變差，導致企業(yè)面臨周轉問題而影響企業(yè)創(chuàng)新投入。從企業(yè)外部因素考慮，商譽本身具有不可辨認性，因此無法判斷商譽的真實性，再加上商譽是一項虛擬資產，無法變現(xiàn)，在將來企業(yè)面臨經營風險時會被要求更高的風險溢價，加劇了企業(yè)的融資約束，進而減少企業(yè)創(chuàng)新投入。因此，本文從影響企業(yè)創(chuàng)新投入的內部因素和外部因素兩個角度入手，分別討論超額商譽影響企業(yè)創(chuàng)新投入的內在機理。

1 理論分析與研究假設

1.1 超額商譽與企業(yè)創(chuàng)新投入

并購活動發(fā)生后，企業(yè)能否形成協(xié)同效應進而影響對企業(yè)的創(chuàng)新投入需要進一步檢驗。已有研究表明，在實際并購活動中，估值過高的收購方傾向于為收購目標支付過高的價格，這種高溢價表明商譽可能含有不合理的成分，即超額商譽[10]。從資源整合能力和管理層角度來說，企業(yè)產生的超額商譽會對企業(yè)創(chuàng)新投入產生直接影響，其影響路徑如下。

首先，從資源整合能力來說，商譽的本質是超額收益和協(xié)同效應，而超額商譽的產生是并購方高估了合并雙方未來資源整合的協(xié)同效應，更高估了商譽資產未來帶來的現(xiàn)金流量[11]。企業(yè)并購行為產生的高溢價占用了公司資產，并形成了資源的浪費，浪費了原本用于運營、廣告和市場營銷的資金，不利于企業(yè)的長期發(fā)展[12]；從管理層角度來說，超額商譽表明管理層可能存在追求私人利益的道德風險行為[13]，企業(yè)并購商譽導致的高溢價包括了不確定性和主觀性，主觀性使管理層在處理商譽時更容易操縱資產負債表和利潤表[14]，易誘發(fā)管理層的短視行為，對企業(yè)研發(fā)投入資金將會被擠出。基于以上分析，本文提出如下研究假設：

假設1：超額商譽與企業(yè)創(chuàng)新投入負相關。

1.2 超額商譽與企業(yè)創(chuàng)新投入的中介機制

1.2.1 超額商譽、資金周轉率與企業(yè)創(chuàng)新投入

企業(yè)并購活動是一種規(guī)模大、資金耗費大且需一次性支付的對外投資活動，涉及了并購資金的來源問題，首當其沖的是企業(yè)內部自有資金。以堅瑞沃能并購沃特瑪為例，并購時沃特瑪?shù)脑u估增值率達到469. 62%，形成了46.14億元的商譽 (但在 2017 年進行了全額減值)，可見高溢價不僅給主并方帶來了一定的資金壓力，而且還使并購過程面臨更多的風險和挑戰(zhàn)，這使得并購融資決策格外重要[15]。

現(xiàn)代企業(yè)并購以創(chuàng)新為主要動因，會帶來更高的成本溢價，形成超額商譽。超額商譽的誕生一定會引起企業(yè)大量資金被占用，自有資金減少，財務穩(wěn)定性變差，不僅降低了企業(yè)對外部環(huán)境的迅速反應能力，更降低了企業(yè)資金周轉率。當企業(yè)需要對創(chuàng)新活動投入資金時，資金周轉不開，會導致資金鏈斷裂，否則企業(yè)創(chuàng)新將停滯。

綜上，企業(yè)由于并購產生的高額商譽嚴重占用企業(yè)資金，導致更高的經營風險成本，使得企業(yè)資產面臨更遲緩的周轉。而企業(yè)創(chuàng)新活動一般周期較長，且具有不確定性。在企業(yè)面臨資金周轉不靈的情況下，容易造成企業(yè)創(chuàng)新投入不足的問題。由此可見，由于并購引起的超額商譽，會嚴重占用企業(yè)資金，造成資金周轉率低，導致減少企業(yè)創(chuàng)新投入，本文提出如下假設：

假設2：超額商譽降低了企業(yè)的資產周轉率，進而導致創(chuàng)新投入減少。

1.2.2 超額商譽、融資約束與企業(yè)創(chuàng)新投入

商譽一般被認為是企業(yè)獲得超額收益的一種存在方式，而在并購過程中付出的超額溢價，包含了許多與商譽本質無關的因素。因此，與真實價值相背離的商譽顯然無法為企業(yè)帶來超額收益。從信息不對稱角度看，在我國會計現(xiàn)行準則下，在并購過程中商譽產生的依據(jù)等相關信息，企業(yè)并未被要求披露，導致不論是債權人還是投資者都無法判斷商譽的真實性[16]。再加上商譽本身屬于無形資產，具有不可辨認性，為管理層隱藏壞消息提供了機會，這些被隱藏的消息難以被獲取，因此，加劇了企業(yè)與不同投資者之間的信息不對稱，投資者對企業(yè)風險溢價的要求導致企業(yè)外部融資成本上升，進而減少了企業(yè)的創(chuàng)新投入[10]。

從經營風險角度看，企業(yè)的商譽越高，未來商譽減值的風險就越大，在A股市場商譽減值頻繁被爆出，證監(jiān)會要求加強商譽管理。有研究者認為超額商譽是高管進行盈余管理、利益輸送等私利行為的工具[17-19]]，而商譽是企業(yè)財務報表上的一項虛擬資產，無法變現(xiàn)，因此在企業(yè)面臨財務困境時無法變現(xiàn)解決企業(yè)資金問題，更不能改善企業(yè)的償債能力。如果企業(yè)無法實現(xiàn)業(yè)績對賭協(xié)議，企業(yè)產生的商譽減值會嚴重影響到當期業(yè)績，進而誘發(fā)經營風險。因此投資者在面對企業(yè)未來經營狀況的不確定時要求更高的風險溢價，由此提高企業(yè)的融資成本，進而減少了企業(yè)的創(chuàng)新投入。

基于以上分析，企業(yè)在并購過程中形成的超額商譽包含了很多非合理因素，因此產生的信息不對稱和經營風險等因素致使企業(yè)融資約束加劇，進而抑制企業(yè)創(chuàng)新投入，本文提出如下假設：

假設3：超額商譽加劇了企業(yè)面臨的融資約束，進而導致創(chuàng)新投入減少。

綜上，本文的理論研究模型如圖1所示。

圖1 理論框架模型

2 研究設計

2.1 樣本選擇和數(shù)據(jù)來源

本文選擇2016-2020年A股上市公司作為研究樣本。數(shù)據(jù)全部來源于CSMAR數(shù)據(jù)庫，并根據(jù)以下標準進行篩選：①剔除金融保險類上市公司；②剔除 ST類上市公司；③剔除財務報表信息披露不充分或沒有披露相關指標數(shù)據(jù)的上市公司。經過以上程序篩選和整理，最終共獲得包含 2 184家A股上市企業(yè)，8 059 個公司年樣本觀測值的非平衡面板數(shù)據(jù)。為了控制極端值對結果的影響，本文的相關連續(xù)變量都在1%和99%分位水平下進行了縮尾處理(Winsorize)。運用軟件 STATA15.0 、SPSS22.0作統(tǒng)計分析，并使用Boostrap檢驗中介效應。

2.2 變量說明

本文將變量分為以下4類。

2.2.1 被解釋變量

企業(yè)創(chuàng)新投入(INNO)。創(chuàng)新投入的強度最直觀地體現(xiàn)為研發(fā)投入的多少，因此，本文選取研發(fā)投入占期末總資產的比率作為被解釋變量來衡量創(chuàng)新投入的強度。

2.2．2 解釋變量

超額商譽(GAW)。本文借鑒了張新民(2018)對超額商譽的測度，GAW用來表示超額商譽。

2.2.3 中介變量

資產周轉率(TAT)。資產周轉率用營業(yè)收入/期末總資產來表示，比率越小說明企業(yè)資產周轉率越低，即將面臨越嚴重的資金占用。

融資約束：本文借鑒 Hadlock 等(2010)構建的 SA 指數(shù)來衡量融資約束[20]。SA 指數(shù)考慮了對企業(yè)融資能力有直接影響的規(guī)模和年限因素，不僅更加直觀，也避免了財務指標類型變量引起的內生性問題。具體計算方法如表1所示，該指標越大企業(yè)面臨的融資約束越嚴重。

2.2.4 控制變量

綜合借鑒以往等研究商譽或企業(yè)創(chuàng)新影響因素的文獻，本文為模型設置了下列控制變量:企業(yè)年齡(Age)、總資產凈利率(ROA)、資產負債率(Lev)、固定資產占比(Fixed)、流動資產凈利率(CA)、企業(yè)現(xiàn)金(Cash)、企業(yè)性質(SOE)。此外，本文還控制了年度固定效應和行業(yè)固定效應。上述變量的詳細定義與說明(見表 1)。

2．3 模型設定

為驗證假設 1，即超額商譽與企業(yè)創(chuàng)新投入之間的關系，建立以下回歸方程：

INNOi,t=α0+α1GAWi,t+γControli,t+ΣYear+ΣIndustry+εi,t

(1)

其中INNO代表企業(yè)創(chuàng)新投入作為被解釋變量，GAW 代表超額商譽作為解釋變量。Control 代表其他影響企業(yè)創(chuàng)新投入的控制變量集合。下標i和t分別代表企業(yè)和時間，ε 代表隨機擾動項，并控制年度和時間的固定效應。在模型(1)中若α1顯著，則繼續(xù)用(2)或(4)。

為驗證假設 2、3，即資產周轉率與融資約束在超額商譽和企業(yè)創(chuàng)新投入之間的中介效應，建立如下回歸方程：

TATi,t=β0+β1GAWi,t+γControli,t+ΣYear+ΣIndustry+εi,t

(2)

INNOi,t=μ0+μ1GAWi,t+μ2TATi,t+γControli,t+ΣYear+ΣIndustry+εi,t

(3)

SAi,t=ξ0+ξ1GAWi,t+γControli,t+ΣYear+ΣIndustry+εi,t

(4)

INNOi,t=λ0+λ1GAWi,t+λ2SAi,t+γControli,t+ΣYear+ΣIndustry+εi,t

(5)

表1 變量表

在模型(2)中，如果β1也顯著，最后用同時加入解釋變量和中介變量的模型(3)進行檢驗；在模型(3)中，如果μ2顯著且μ1不顯著，說明債務融資成本在其中發(fā)揮完全中介效應，如果μ1和μ2均顯著，說明債務融資成本在其中發(fā)揮部分中介效應，如果μ2不顯著，說明債務融資成本的中介效應不成立。

在模型(4)中，如果ξ1也顯著，最后用同時加入解釋變量和中介變量的模型(3)進行檢驗；在模型(5)中，如果λ2顯著且λ1不顯著，說明債務融資成本在其中發(fā)揮完全中介效應，如果λ1和λ2均顯著，說明債務融資成本在其中發(fā)揮部分中介效應，如果λ2不顯著，說明債務融資成本的中介效應不成立。

3 實證結果分析

3.1 描述性統(tǒng)計

表 2 為全部樣本的描述性統(tǒng)計。從統(tǒng)計結果來看，公司間的研發(fā)投入差異較大，最大值為 0.113，中位數(shù)接近平均值，表明我國上市公司的創(chuàng)新投入仍有待提升。從標準差來看，企業(yè)創(chuàng)新投入與資產周轉率、融資約束的標準差相對較大，表明不同公司面臨的資產周轉率與融資約束存在差異，創(chuàng)新投入的積極性也不同。從表 2 超額商譽的分布看，平均值為 -0.029，最大值為0.346，標準差也達到了0.150，表明部分公司存在著商譽虛高的問題。同時對基本模型的數(shù)據(jù)進行VIF 檢驗，得到的 VIF 均值小于2，表明不存在多重共線性問題，模型構建及指標選擇比較合理，為了節(jié)省篇幅未作報告。

3.2 相關性分析

表3報告了Pearson相關系數(shù)矩陣。指標超額商譽(GAW)與創(chuàng)新投入(INNO)在1%的水平上顯著負相關，初步支持了假設1。超額商譽(GAW)與資產周轉率(TAT)在 1%的水平上顯著負相關，且資產周轉率(TAT)與創(chuàng)新投入(INNO)在1%的水平上顯著正相關，初步支持了假設2；超額商譽(GAW)與融資約束(SA)在 1%的水平上顯著正相關，且融資約束(SA)與創(chuàng)新投入(INNO)在1%的水平上顯著負相關，初步支持了假設3。同時，控制變量與企業(yè)創(chuàng)新投入、超額商譽、資產周轉率、融資約束顯著相關，說明選擇的控制變量具有研究意義，應納入到回歸模型中。

表2 描述性統(tǒng)計

續(xù)表2 描述性統(tǒng)計

表3 Pearson相關系數(shù)矩陣

3. 3 回歸分析

3.3.1 超額商譽對企業(yè)創(chuàng)新投入影響：基本分析

本文采用STATA 15.0進行數(shù)據(jù)處理，Stata22.0進行基本回歸，首先檢驗并購產生的超額商譽是否會影響上市公司的創(chuàng)新投入，如表4所示，由模型(1)回歸結果可知，超額商譽回歸系數(shù)為-0.012，通過了1%的顯著性檢驗，表明超額商譽對創(chuàng)新投入的回歸系數(shù)顯著為負。由此驗證了假設1，超額商譽與企業(yè)創(chuàng)新投入負相關，表明在資本市場上市公司超額商譽對企業(yè)創(chuàng)新投入起到了抑制作用。如果資本市場超額商譽對創(chuàng)新投入的產生具有抑制作用，那么會產生如下問題：產生的原因是什么? 對創(chuàng)新投入影響的路徑是什么? 本文使用Boostrap中介效應檢驗，從資產周轉率和融資約束的角度入手，根據(jù)實證設計建立的模型進行檢驗。

3.3.2 資產周轉率的中介效應

表4是資產周轉率影響路徑檢驗結果。經檢驗，資產周轉率是超額商譽影響企業(yè)創(chuàng)新投入的部分中介。模型(2)中，超額商譽的回歸系數(shù)為 -0.153，通過了 1%的顯著性檢驗，表明超額商譽降低了公司的資產周轉率。最后的路徑模型(3)中，超額商譽的回歸系數(shù)為-0.010，資產周轉率的回歸系數(shù)為 0.012，均通過了1%的顯著性檢驗，且通過表5可知，Boostrap檢驗結果為中介效應通過了顯著性檢驗，占總效應檢驗的23.077%，整體檢驗結果表明我國上市公司并購產生的超額商譽降低了資產周轉率，進而減少了創(chuàng)新投入的力度，驗證了假設2。

表4 資產周轉率路經檢驗結果

表5 Boostrap 檢驗結果

3.3.3 融資約束的中介效應

表6是融資約束影響路徑檢驗結果。經檢驗，融資約束是超額商譽影響企業(yè)創(chuàng)新投入的部分中介。模型(4)中，超額商譽的回歸系數(shù)為 3 813，通過了 1%的顯著性檢驗，表明超額商譽提高了公司的融資約束。

最后的路徑模型(5)中，超額商譽回歸系數(shù)為-0.011，融資約束回歸系數(shù)為-0.001，均通過1%的顯著性檢驗，且通過表7可知Boostrap檢驗結果為中介效應通過了顯著性檢驗，占總效應檢驗的16.667%，整體檢驗結果表明我國上市公司并購產生的超額商譽加劇了融資約束，進而減少了創(chuàng)新投入的力度，驗證了假設3。

表6 融資約束路經檢驗結果

表7 Boostrap 檢驗結果

4 穩(wěn)健性檢驗

4.1 變量替換

替換超額商譽變量，參考魏志華的相關研究，本文采用經過行業(yè)均值調整后的超額商譽進行穩(wěn)健性檢驗。超額商譽(GW1)可以由經過標準化后的商譽凈額減去同年同行業(yè)標準化后的行業(yè)均值計算得到，分析結果顯示，超額商譽與企業(yè)創(chuàng)新投入顯著負相關，且兩個中介效果顯著，即超額商譽降低了資金周轉率進而降低了企業(yè)創(chuàng)新投入以及超額商譽加劇了超額商譽進而降低了企業(yè)創(chuàng)新投入。以上結論表明在替換變量后回歸結果依然支持本文的研究結論。

4.2 剔除企業(yè)創(chuàng)新投入為0的樣本

為了避免樣本為0的企業(yè)對實驗結果造成影響，本文將企業(yè)創(chuàng)新投入為0的樣本剔除掉，對模型重新進行回歸，回歸結果顯示，超額商譽與企業(yè)創(chuàng)新投入在1%的水平下顯著負相關，以及中介效應也在1%水平下顯著，以上研究表明本文結論依然成立。

5 結論與啟示

當前，并購似乎更能直接獲取創(chuàng)新帶來的技術和人才，而并購產生超額商譽的背后原因、帶來的經濟后果以及是否會影響企業(yè)的創(chuàng)新投入值得深思。本文以全部A股上市公司為研究樣本嘗試考察超額商譽對企業(yè)創(chuàng)新投入的影響以及作用機制。研究表明，超額商譽越高的企業(yè)創(chuàng)新投入就會減少；通過中介效應檢驗可知，超額商譽會通過降低資產周轉率進一步降低企業(yè)創(chuàng)新投入，超額商譽會通過加劇融資約束進而降低企業(yè)創(chuàng)新投入。

本文啟示在于：首先，政府部門應當規(guī)范企業(yè)的并購行為，加強監(jiān)督，要求企業(yè)披露商譽形成的原因減少信息不透明度，實現(xiàn)真正的創(chuàng)新；其次實證結果顯示企業(yè)通過資產周轉率與融資約束影響企業(yè)創(chuàng)新，因此未來緩解資產周轉率與融資約束帶來的資金壓力，企業(yè)應在保證創(chuàng)新投入充足的情況下，理性并購，提前預測創(chuàng)新投入資金的需求量以及并購成本，進而穩(wěn)定企業(yè)創(chuàng)新投入資金。