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    業(yè)績期望落差對商譽泡沫的影響研究

    2024-10-31 00:00:00徐可鑫夏貽琛任宗強
    中國商論 2024年19期

    摘 要:巨額商譽泡沫是上市公司穩(wěn)健經(jīng)營和資本市場平穩(wěn)運行的潛在風險,而業(yè)績期望落差會對商譽泡沫產(chǎn)生影響并引導企業(yè)進行戰(zhàn)略調整,研究企業(yè)業(yè)績期望落差對商譽泡沫的影響機制十分重要?;谄髽I(yè)行為理論及權變理論,本文以2011—2021年中國A股上市公司為研究對象,剖析了業(yè)績期望落差如何扭曲企業(yè)并購決策,催生出商譽泡沫這一潛在隱患。研究發(fā)現(xiàn),隨著業(yè)績期望落差的擴大,企業(yè)商譽泡沫先降后升,呈正U型關系;高管過度自信與經(jīng)濟政策不確定性起正向調節(jié)作用,而財務冗余起反向調節(jié)作用。本文旨在豐富業(yè)績期望落差和企業(yè)商譽領域的研究,以期為企業(yè)風險管理和監(jiān)管部門化解商譽泡沫提供新思路和新范式。

    關鍵詞:業(yè)績期望落差;商譽泡沫;高管過度自信;經(jīng)濟政策不確定性;財務冗余

    中圖分類號:F275 文獻標識碼:A 文章編號:2096-0298(2024)10(a)--05

    1 引言

    近年來,上市公司并購重組次數(shù)和規(guī)模增多,商譽迅速擴張,隨之超額商譽及潛在的減值風險問題也凸顯出來[1]。如2022年我國資本市場商譽總額同比暴漲82%,導致大額商譽減值及業(yè)績“爆雷”事件。從理論上說,商譽泡沫源于企業(yè)對并購后業(yè)績的過度樂觀預期和短視行為[2],當這種預期未能轉化為實際價值收益時,企業(yè)便陷入了由期望落差引發(fā)的商譽泡沫陷阱。當并購后的實際業(yè)績未能達到預期水平時,商譽泡沫便迅速破裂,加劇了業(yè)績期望落差與商譽泡沫之間的惡性循環(huán)。那么,當管理層面臨業(yè)績期望差距的壓力時,會產(chǎn)生何種商譽決策?隨著業(yè)績與期望差距的擴大,企業(yè)是否會做出不同的商譽決策?這些問題尚缺乏經(jīng)驗證據(jù) 。

    當前學術界集中于討論商譽如何影響企業(yè)審計、融資、投資、創(chuàng)新等方面[2-3],對商譽的前因變量的探討仍有較大的拓展空間[4]。商譽確認過程中包括代理問題、估值差異等非理性因素會導致商譽往往虛高。現(xiàn)實中頻發(fā)的大額計提商譽減值等現(xiàn)象也揭示出由于標的公司選擇、并購方案制定、價值評估等非理性因素產(chǎn)生過高并購商譽。然而,這些非理性因素亦是治理商譽泡沫的關鍵。企業(yè)行為理論指出決策者在組織層面決策過程中的主要參考點體現(xiàn)為企業(yè)的業(yè)績期望水平[5]。管理層是企業(yè)并購行為的決策主體,而商譽又是并購方自主評估決定的產(chǎn)物,高管過度自信作為內(nèi)部心理偏差的特性,反映管理層認知如何影響決策質量。此外,權變理論指出組織應根據(jù)其內(nèi)部特性與外部環(huán)境的動態(tài)變化來靈活調整其策略[6]。經(jīng)濟政策不確定性作為外部環(huán)境的動態(tài)因素,揭示環(huán)境不確定性對企業(yè)并購策略和財務風險的塑造作用;財務冗余作為內(nèi)部資源緩沖,表明企業(yè)內(nèi)部資源如何幫助企業(yè)應對外部沖擊和業(yè)績壓力,共同構成了理解業(yè)績期望落差與商譽泡沫關系的多維視角。

    基于此,本文擬從企業(yè)行為理論和權變理論出發(fā),以我國2011—2021年A股上市公司為樣本,實證檢驗業(yè)績期望差距對超額商譽的影響。本文可能的邊際貢獻在于:第一,本文將業(yè)績期望差距與商譽泡沫相聯(lián)系,填補了該領域實證研究的空白,將商譽泡沫納入企業(yè)行為理論的研究框架,豐富了商譽泡沫的前因研究。第二,通過區(qū)分業(yè)績略低于期望與遠低于期望的不同情況,本文daffcf3b47b6fecfd75a4f8210250ed80fea1572372a94ae389b3f4fb1685cf4突破了線性影響效應的局限,證實了業(yè)績期望差距對商譽泡沫的非線性影響,并提供了高管“孤注一擲”行為的理論闡釋,為理解不同績效水平下的后果發(fā)展提供了更細粒度的理論支持。

    2 理論假設

    2.1 負向績效反饋對商譽泡沫的影響

    企業(yè)行為理論指出,僅用絕對值衡量績效難以反映企業(yè)決策的真實依據(jù),因組織行為者追求一定績效水平,并據(jù)實際與期望的差距決策[5]。這種差距會激勵戰(zhàn)略搜索活動與冒險行為,但可能帶來高風險或不必要變化,甚至會危及企業(yè)績效乃至生存。據(jù)此,本文提出負向業(yè)績期望差距與企業(yè)商譽泡沫之間關系非線性,呈正U型曲線。

    2.1.1 在企業(yè)業(yè)績略低于期望水平的負向業(yè)績期望差距情形中

    企業(yè)在運營中,負向業(yè)績期望差距常反映資源配置、管理及市場策略問題。為彌補此差距,決策者可能采取高風險策略,但易導致高管支付過高并購溢價,形成商譽泡沫。商譽泡沫在危機時可能限制企業(yè)的現(xiàn)金流,加劇融資約束,增加業(yè)績下滑和股價崩盤風險。對此,企業(yè)需靈活調整戰(zhàn)略,優(yōu)化資源配置,在并購決策中仔細權衡風險與收益。股東等利益相關者的監(jiān)督與質疑則可抑制機會主義行為,經(jīng)營困境可能減少資源積累,進而抑制管理者的私利行為。由于商譽影響非即時效應[7],管理者或偏好短期見效策略以快速改善業(yè)績,從而減少商譽泡沫產(chǎn)生。

    2.1.2 在企業(yè)業(yè)績遠低于期望水平的負向業(yè)績期望差距情形中

    盡管Staw(1981)的威脅僵化理論提出企業(yè)在重大損失下會因生存威脅而傾向于風險規(guī)避,但該理論難以全面解釋企業(yè)在危機中的自救行為[8]。實際上,面對業(yè)績壓力,企業(yè)決策者會積極尋求恢復機會[7]。一方面,基于信號傳遞理論,商譽泡沫作為積極信號吸引投資,降低融資成本,為企業(yè)擺脫危機提供機會。另一方面,并購能帶來協(xié)同效應和改善市場需求管理能力,增加企業(yè)并購需求。但在生存危機和業(yè)績壓力下,企業(yè)可能因急于求成而忽視并購資產(chǎn)的公允價值評估,產(chǎn)生商譽泡沫。因此,商譽泡沫與業(yè)績期望差距之間的關系呈現(xiàn)出復雜的非線性特征。據(jù)此,本文提出假設:

    H1:負向業(yè)績期望差距與商譽泡沫之間呈顯著的正U型關系。

    2.2 高管過度自信的調節(jié)作用

    高層理論的核心觀點在于,高管的個人特質會深刻影響其對情境的認知和決策過程[9]。在企業(yè)行為理論中,高管的決策和行為受到其心理特質的影響,過度自信便是其中之一[5]。在商譽積累上,過度自信的高管可能更傾向于通過并購、擴大市場份額等方式來快速提升公司的業(yè)績和商譽,忽視潛在風險,抬高并購溢價。

    面臨較小負向期望差距時,本文認為過度自信高管抑制形成商譽泡沫。一方面,過度自信使得管理者對企業(yè)經(jīng)營和財務狀況保持樂觀態(tài)度,更傾向于投入資源于高風險、高回報的研發(fā)和創(chuàng)新領域,并減少并購溢價的支付。另一方面,當企業(yè)面臨較小的業(yè)績壓力時,過度自信的管理層可能更相信自身解決問題的能力,而非依賴并購獲取外部資源,從而降低商譽泡沫的產(chǎn)生。

    然而,面臨較大的負向期望差距時,過度自信高管更可能尋求外部支持。由于存在“自我歸因”現(xiàn)象,過度自信的高管常常將成功歸因于自身,而將失敗歸咎于外部環(huán)境。因此,當公司業(yè)績大幅低于期望時,他們更可能采取進攻性戰(zhàn)略。此外,根據(jù)Roll(1986)的“管理者自負假說”,過度自信的高管在并購過程中可能支付過高的溢價,這種非理性的價格上升自然導致商譽泡沫的出現(xiàn)。據(jù)此,本文提出假設:

    H2:高管過度自信增強了負向業(yè)績期望差距與商譽泡沫之間的U型關系。

    2.3 財務冗余的調節(jié)作用

    在企業(yè)行為理論框架下,財務冗余是應對環(huán)境變化與風險的關鍵策略。在業(yè)績期望有落差時,其提供資源調整戰(zhàn)略和優(yōu)化運營。鑒于財務冗余在大型企業(yè)中占據(jù)核心地位,能夠支持企業(yè)同時追求多個可能相互沖突的目標,因此本文試圖探討當企業(yè)存在業(yè)績期望差距時,財務冗余是否會調節(jié)企業(yè)行為。

    面臨較小負向期望差距時,高財務冗余易導致商譽泡沫。冗余資源過多使決策者風險偏好發(fā)生變化(忽視風險),傾向推進并購而非積極恢復業(yè)績。此外,財務冗余增強了風險承受能力,增加機會主義傾向,高估目標價值,形成商譽泡沫。同時,高冗余降低了搜索成本和資源約束,為企業(yè)提供了更大的緩沖空間。但也可能減弱外部監(jiān)督,誘發(fā)高管機會主義和自利行為,加劇商譽泡沫。

    然而,面臨較大負向期望差距時,高財務冗余可能抑制商譽泡沫。高財務冗余提供更多戰(zhàn)略選擇和靈活性,減少了對并購的依賴,有助于探索新項目和市場機會。同時,財務冗余增強了決策者信心,減少并購焦慮,有助于審慎評估并購價值,抑制商譽泡沫。因此,在不同程度的負向期望差距下,高財務冗余對商譽泡沫的影響復雜且動態(tài)。據(jù)此,本文提出假設:

    H3:財務冗余削弱了負向業(yè)績期望差距與商譽泡沫之間的U型關系。

    2.4 經(jīng)濟政策不確定性的調節(jié)作用

    經(jīng)濟政策不確定性指經(jīng)濟主體難以準確預測政府經(jīng)濟政策變動的狀態(tài),涉及政策預期、實施及后果等多個層面[10]。從信號理論視角看,這種不確定性影響企業(yè)傳遞的信息和信號,深刻影響企業(yè)外部經(jīng)營環(huán)境,使其行為高度依賴政府政策導向。因此,經(jīng)濟政策不確定性在負向績效反饋對商譽泡沫的影響中起重要調節(jié)作用。

    面臨較小的負向期望差距時,高經(jīng)濟政策不確定性傾向于抑制商譽泡沫。高不確定性下,決策者會更積極尋求新信息,靈活調整戰(zhàn)略,將資源分散至新領域。同時,政策不確定性導致市場需求頻繁調整,增加企業(yè)風險和業(yè)績波動,促使企業(yè)并購時更謹慎,進行充分調研分析,抑制并購溢價。然而,面對較大的負向期望差距,高經(jīng)濟政策不確定性可能推動商譽泡沫。企業(yè)面臨生存壓力,決策者傾向采取激進措施以挽救企業(yè)。在企業(yè)行為理論的框架下,經(jīng)濟政策不確定性會影響企業(yè)的戰(zhàn)略制定和決策過程。面對經(jīng)濟政策不確定性,企業(yè)可能采取保守策略或尋求新機遇。決策者因擔心錯失市場機遇而急于并購,導致誤判并購價值和商譽泡沫。此外,不確定性加劇并購雙方信息不對稱,增加目標方信息披露選擇空間,提高主并方評估難度[11],更易發(fā)生高估現(xiàn)象,擴大商譽規(guī)模。據(jù)此,本文提出假設:

    H4:經(jīng)濟政策不確定性增強了負向業(yè)績期望差距與商譽泡沫之間的U型關系。

    3 研究設計

    3.1 樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

    本文選取2011—2021年滬深A股上市企業(yè)作為研究對象。本文所用數(shù)據(jù)來c96f4da317215e461082edbdc76a9fed自CSMAR數(shù)據(jù)庫,并按以下標準篩選樣本:(1)排除存在數(shù)據(jù)缺失的樣本;(2)排除金融保險行業(yè);(3)排除ST、*ST公司。最終獲得27751個樣本。

    3.2 變量選擇與度量

    3.2.1 被解釋變量

    本文借鑒魏志華和朱彩云(2019)的研究方法,利用模型(1)對樣本公司進行回歸分析,預測公司商譽的期望值。通過計算實際商譽與預測值之差,度量商譽泡沫的程度 [1]:

    GWi,t=a0+a1Cashi,t+a2Buyeri,t+a3Gw_ingi,t+a4Sizei,t+a5ROAi,t+a6Growthi,t+a7Mholdi,t+a8Duali,t+Yeart+Indt+εi,t(1)

    式中,GWi,t代表公司i在年度t的商譽金額,經(jīng)年末總資產(chǎn)調整;Cashi,t為啞變量;Buyeri,t表示買方支出價值,即并購對價總和;Gw_indi,t為同行業(yè)年度商譽均值;Sizei,t為公司規(guī)模;ROAi,t為盈利能力;Growthi,t為成長能力;Mholdi,t為管理層持股水平;Duali,t為兩職合一啞變量。此外,Year和Ind分別控制年份和行業(yè)的影響。

    3.2.2 解釋變量

    本文借鑒Chen(2008)的方法,選用總資產(chǎn)回報率作為衡量企業(yè)業(yè)績的指標?;跇I(yè)績反饋理論,文章區(qū)分了歷史業(yè)績預期差距和行業(yè)業(yè)績預期差距。其中,歷史業(yè)績預期差距APG作為核心解釋變量,而行業(yè)業(yè)績預期差距則用于穩(wěn)健性檢驗。APG指企業(yè)當年實際業(yè)績低于當年歷史預期業(yè)績的差值。參照Chen(2008)的遞歸度量公式,自變量相對于因變量滯后一期進行測量[11]:

    Ai,t-1=a1Pi,t-2+(1-a1)Ai,t-2(2)

    式中,Ai,t-1是公司i在第t年的歷史預期業(yè)績,而Pi,t-2在第t-2年的實際業(yè)績。a1前期實際業(yè)績與預期業(yè)績的相對重要性,取值介于[0,1],本文遵循Chen(2008)的研究,取a1=0.6。需明確的是,Ai,0是公司i初始預期業(yè)績,以第0期實際業(yè)績替代。此外,參照王菁等(2014)的研究,對歷史業(yè)績預期差距進行截尾處理[12]。

    3.2.3 調節(jié)變量

    (1) 高管過度自信

    本文參考魏哲海(2018)的方法,構建管理者過度自信指標(OC),通過對性別、年齡、學歷以及兩職合一情況進行打分[13]。

    (2) 財務冗余

    本文參考Vanacker(2013)的定義,將財務冗余(Slack)定義為現(xiàn)金和現(xiàn)金等價物與總資產(chǎn)比值與行業(yè)均值之比[14]。

    (3) 經(jīng)濟政策不確定性

    本文對經(jīng)濟政策不確定性(EPU)的衡量,參考Baker (2016)構建的政策不確定指數(shù),將月度指數(shù)取12個月的算術平均并除以100轉換為年度指數(shù)[15]。

    3.2.4 控制變量

    本文參考鐘熙等(2022)的研究,將企業(yè)的公司規(guī)模(Size)、公司成立年限(FirmAge)、資產(chǎn)負債率(Lev)、現(xiàn)金流比率(Cashflow)、兩職合一(Dual)以及第一大股東持股比例(TOP1)作為控制變量[16]。

    3.2.5 模型建立

    為檢驗提出的假說1,本文建立公式:

    GW_excessi,t=α0+β1APGi,t+β2APG2i,t+βi∑Controlsi,t+Yeari+Industryi+εi,t(3)

    其中,GW_excessi,t代表企業(yè)i第t年的商譽泡沫;APGi,t代表企業(yè)i第t年的業(yè)績期望差距;APG2i,t代表企業(yè)i第t年的業(yè)績期望差距的平方項;Controlsi,t為控制變量組,式(1)的控制變量包括企業(yè)的公司規(guī)模、公司成立年限、資產(chǎn)負債率、現(xiàn)金流比例、雙職合一和第一大股東持股比例;εi,t為隨機擾動項;另外,還控制年份Yeari行業(yè)(Industryi)固定效應。

    進一步地,本文通過加入交互項建立式(2)、式(3)和式(4),分別檢驗經(jīng)濟政策不確定性、高管過度自信和財務冗余分別對企業(yè)業(yè)績期望差距影響商譽泡沫的調節(jié)情況:

    GWexcessi,t=a0+β1APGi,t+β2APG2i,t+β3Zi,t×APGi,t+β5Zi,t×APG2i,t+βi∑Controlsi,t+Yeari+Industryi+εi,t(4)

    其中,Zi,t調節(jié)變量,包括高管過度自信(OC財務冗余)Slack經(jīng)濟政策不確定性(EPU)。此外,其他變量與式(1)中的設定一致,該模型同樣控制了年份和行業(yè)固定效應。

    4 實證分析

    4.1 主效應檢驗

    為了深入探討業(yè)績期望差距與企業(yè)商譽泡沫之間的關聯(lián),研究結果顯示,無論是否增加控制變量,負向業(yè)績期望差距的回歸系數(shù)均顯著為負(無控制變量時,β=-0.0938, p<0.01;引入控制變量后,β=-0.0639,p<0.01)。同時,負向業(yè)績期望差距平方項的回歸系數(shù)亦呈現(xiàn)顯著為正的特征(無控制變量時,β=0.0192,p<0.01;加入控制變量后,β=0.0136,p<0.01)。這一發(fā)現(xiàn)揭示了負向業(yè)績期望差距與商譽泡沫之間的復雜關系:適度的負向業(yè)績期望差距有助于降低企業(yè)商譽泡沫的風險,然而,當這種差距過大時,可能引發(fā)“孤注一擲”效應等不利因素,進而增加企業(yè)商譽泡沫的可能性。簡而言之,負向業(yè)績期望差距與商譽泡沫之間存在先下降后上升的正U型關系,從而驗證了本文的假設H1。

    4.2 調節(jié)作用檢驗

    4.2.1 高管過度自信

    通過模型(1)實證分析結果顯示,高管過度自信與負向業(yè)績期望差距平方項的交互項回歸系數(shù)顯著為正(β=0.1461,p<0.01)表明在相同的負向業(yè)績期望差距下,自信程度較高的高管所在企業(yè),其負向業(yè)績期望差距與商譽泡沫之間的正U型關系更顯著。這一發(fā)現(xiàn)驗證了本文的假設H2,并揭示了高管過度自信在兩者關系中的強化作用。

    4.2.2 財務冗余

    模型(2)實證結果顯示,財務冗余與負向業(yè)績期望差距平方項的交互項系數(shù)顯著為負(β=-0.0345,p<0.01),表明在面臨業(yè)績落差時,財務冗余充足的企業(yè)商譽泡沫風險較低。這驗證了假設H3,并強調了財務冗余在緩解商譽泡沫風險中作用。在負向業(yè)績期望差距的情境下,財務冗余支持企業(yè)采取穩(wěn)健決策,減少冒險行為,抑制商譽泡沫形成。同時,財務冗余還為企業(yè)提供風險緩沖,保持經(jīng)營的連續(xù)性和穩(wěn)定性,進一步降低商譽泡沫風險。

    4.2.3 經(jīng)濟政策不確定性

    模型(3)的實證結果顯示,經(jīng)濟政策不確定性與負向業(yè)績期望差距平方項的交互項系數(shù)顯著為正(β=0.0208, p<0.01),驗證了假設H3,表明經(jīng)濟政策不確定性具有正向調節(jié)效應。從信號理論視角來看,經(jīng)濟政策不確定性影響企業(yè)市場判斷,增加決策復雜性,可能導致企業(yè)采取激進或保守策略。企業(yè)可能通過調整并購或商譽管理傳遞積極信號,但也可能加劇商譽泡沫,因過度依賴商譽而忽視實際績效改善。一方面,企業(yè)可能因擔憂政策變化而謹慎投資,加劇業(yè)績下滑與商譽泡沫的正U型關系;另一方面,一些企業(yè)可能冒險投資以應對不確定性,增加商譽泡沫風險。

    綜上所述,高管過度自信和經(jīng)濟政策不確定性對商譽泡沫具有正向調節(jié)作用,而財務冗余則發(fā)揮反向調節(jié)作用。這些發(fā)現(xiàn)既體現(xiàn)了企業(yè)行為理論中管理者心理特質和行為傾向對企業(yè)決策的影響,也揭示了信號理論在解釋外部環(huán)境不確定性如何影響企業(yè)決策和商譽泡沫形成中的作用。

    4.3 內(nèi)生性檢驗

    本文運用以下方法展開內(nèi)生性檢驗,所得結論與基準結果保持一致。(1)為了避免樣本選擇偏誤問題,本文參考杜勇等的研究方法,通過傾向得分匹配技術對樣本進行處理。(2)為處理業(yè)績預期差距的內(nèi)生性問題,本文借鑒連燕玲等(2014)的研究方法,選擇企業(yè)規(guī)模與存續(xù)期作為工具變量,并運用兩階段最小二乘法(2SLS)對模型進行內(nèi)生性處理。(3)借鑒Lemmon和Lins(2003)的研究思路,本文采用自變量滯后兩期的方法來解決內(nèi)生性問題。這種處理方式有助于更準確地估計變量之間的關系,降低內(nèi)生性對研究結果的影響。(4)為緩解遺漏變量可能導致的內(nèi)生性問題,本文進一步控制了省份—時間固定效應。

    4.4 穩(wěn)健性檢驗的深化

    為了進一步驗證結論的穩(wěn)健性,本文分別采用(1)將行業(yè)業(yè)績差距作為歷史業(yè)績差距的替代變量進行回歸,其余步驟保持不變。(2)參考魏志華和朱彩云(2019)的研究,本文分別采用上市公司標準化商譽減同年度同行業(yè)企業(yè)標準化商譽的中位數(shù)和均值作為新的被解釋變量進行回歸。(3)鑒于我國并購規(guī)模在2016年達到峰值后逐步回落并趨于穩(wěn)定,本文調整了回歸年份范圍,采用2016—2021年的數(shù)據(jù)進行分析后進一步證明了本文結論的穩(wěn)健性。

    5 研究結論及建議

    本文以我國2007—2022年A股上市公司為樣本,結果發(fā)現(xiàn),企業(yè)的業(yè)績期望差距對商譽泡沫并非呈現(xiàn)簡單的線性關系,而是隨著企業(yè)業(yè)績期望差距的增大,商譽泡沫呈現(xiàn)正“U型”變化。進一步地,本文發(fā)現(xiàn)高管過度自信和經(jīng)濟政策不確定性起正向調節(jié)作用,而財務冗余起反向調節(jié)作用。基于上述結論,本文提出以下政策啟示:

    對企業(yè)而言,首先應理性對待業(yè)績期望差距,避免策略過于激進或保守。面對較大差距,應深入分析原因,通過提升內(nèi)部運營效率與產(chǎn)品結構等逐步縮小差距,而非過度依賴外部擴張。同時,設立合理業(yè)績目標,減少商譽泡沫風險。其次,注重高管團隊建設,并加強決策監(jiān)督。最后,密切關注政策變化,預判風險,及時調整策略,并合理利用財務冗余資源,提升企業(yè)財務穩(wěn)健性。

    政府應首先加強金融監(jiān)管,建立商譽泡沫預警機制,定期監(jiān)測上市公司商譽狀況,及時預警風險[17]。同時,嚴格監(jiān)管可能導致商譽泡沫的交易,防止企業(yè)過度擴張或高風險投資。其次,完善企業(yè)信息披露制度,要求上市公司充分披露商譽情況,提高透明度,助力投資者和監(jiān)管機構做出更明智的決策。最后,政府應通過政策引導,鼓勵企業(yè)樹立理性發(fā)展觀念,制定產(chǎn)業(yè)發(fā)展規(guī)劃時考慮行業(yè)競爭態(tài)勢和企業(yè)實際情況,避免盲目追求規(guī)模和速度,同時支持創(chuàng)新和技術改造,推動企業(yè)高質量發(fā)展。

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