田麗麗

一、引言

隨著我國市場經(jīng)濟的競爭日益激烈，上市企業(yè)并購活動逐年增多，通過實施并購以化解財務(wù)危機并獲取盈利，企業(yè)在財務(wù)報告中確認并購商譽的現(xiàn)象也隨之增多。商譽的實質(zhì)在于其能夠為企業(yè)在未來持續(xù)經(jīng)營中帶來超額收益[1]。我國現(xiàn)行企業(yè)會計準則要求將商譽在合并財務(wù)報表中單獨列報，將商譽和無形資產(chǎn)予以分離，以彰顯并購商譽對企業(yè)財務(wù)狀況、經(jīng)營成果、現(xiàn)金流量乃至市場價值的重要影響。然而，近年來資本市場中大量的并購活動在為上市企業(yè)帶來巨額商譽的同時，也開始成為并購風(fēng)險的“蓄水池”。商譽信息能否客觀地體現(xiàn)其真實價值，已不僅僅是會計信息質(zhì)量的要求，更關(guān)系到資本市場的長遠發(fā)展以及對利益相關(guān)者權(quán)益的有效保護。

我國低成本無差異化競爭優(yōu)勢及資源優(yōu)勢日趨弱化，通過創(chuàng)新形成核心競爭力，以創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展將成為企業(yè)未來運營的主流模式?？沙掷m(xù)發(fā)展的關(guān)鍵在于尋求可持續(xù)的內(nèi)生動力，亦即技術(shù)創(chuàng)新的不斷完善。創(chuàng)新是實現(xiàn)經(jīng)濟增長和提升競爭力的關(guān)鍵舉措[2]，創(chuàng)新的成果將轉(zhuǎn)化為企業(yè)擁有自主知識產(chǎn)權(quán)的無形資產(chǎn)。無形資產(chǎn)在企業(yè)發(fā)展過程顯現(xiàn)出愈發(fā)重要的作用，如果企業(yè)自主創(chuàng)新能力不強，將制約增長方式的轉(zhuǎn)變與可持續(xù)發(fā)展。提高無形資產(chǎn)占有率，掌握自主知識產(chǎn)權(quán)，將是提高企業(yè)核心競爭力的有效途徑。

基于以上現(xiàn)實考慮，本研究立足于我國的資本市場，關(guān)注上市企業(yè)會計信息披露的決策有用性，深入考察并購商譽和無形資產(chǎn)的價值相關(guān)性，分析并購商譽與無形資產(chǎn)是否為企業(yè)帶來協(xié)同競爭效應(yīng)，進而促進企業(yè)市場價值水平的有效提升，以期為監(jiān)管機構(gòu)對企業(yè)運營活動的監(jiān)督管理提供經(jīng)驗證據(jù)及政策建議。

二、理論分析與研究假定

商譽源于企業(yè)形成的良好聲譽、卓越的經(jīng)營績效和管理效率、生產(chǎn)技術(shù)的壟斷以及地理位置等天然優(yōu)勢，是能夠為企業(yè)帶來超額收益的潛在經(jīng)濟價值，是企業(yè)個體收益與行業(yè)平均收益差異的資本化價格[3]。

從總體來看，現(xiàn)有研究認可商譽是企業(yè)超額盈利能力的反映，應(yīng)該確認為企業(yè)的一項資產(chǎn)[4][5]。我國《企業(yè)會計準則第20號——企業(yè)合并》明確規(guī)定，購買方的合并成本大于并購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(yīng)確認為合并商譽?？梢姡套u存在于企業(yè)持續(xù)經(jīng)營過程中，商譽確認與并購活動相關(guān)。商譽與其他資產(chǎn)不同，它是企業(yè)發(fā)展過程中在知識、人力資本等各種生產(chǎn)要素的交互作用中形成的，是不能單獨辨認的資源[6]。Chauvin、Hirschey[7]研究發(fā)現(xiàn)，制造業(yè)企業(yè)的商譽對自身盈利能力、市場價值均具有積極影響。商譽后續(xù)計量的會計政策變更促進企業(yè)積極披露私有信息，以緩解信息不對稱狀況[8]。依據(jù)“超額收益論”，商譽是超額獲利能力的外在表現(xiàn)。投資者對企業(yè)披露的商譽信息進行評估，甄別商譽所體現(xiàn)出的價值，以期提升投資效率，進而擁有商譽的企業(yè)將在運營效率上呈現(xiàn)出較大優(yōu)勢。

調(diào)查結(jié)果顯示，由四大會計師事務(wù)所審計或報告商譽的企業(yè)通常擁有較低的資本成本[9]。企業(yè)以商譽資產(chǎn)作為抵押品進行預(yù)期債務(wù)籌資，可以最大限度地提高企業(yè)價值[10]。傅超等[11]基于我國A股非金融類上市企業(yè)財務(wù)數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)并購商譽為企業(yè)帶來了超額收益。企業(yè)并購產(chǎn)生的商譽與股票投資回報和財務(wù)市場績效均呈現(xiàn)出顯著的正相關(guān)關(guān)系[12]?？梢?，國內(nèi)外學(xué)者一致認為，基于對未來經(jīng)營業(yè)績合理預(yù)期的商譽信息具有價值相關(guān)性。那么，在《企業(yè)會計準則》（2006）實施后，伴隨著上市企業(yè)并購活動而生的商譽資產(chǎn)是否會虛增企業(yè)的市場價值？根據(jù)決策有用觀，企業(yè)在持有商譽期間往往具有較強的獲利能力。企業(yè)并購整合產(chǎn)生協(xié)同效應(yīng)，獲取的收益、現(xiàn)金流量將超過并購各方單獨運營產(chǎn)生的收益和現(xiàn)金流量。商譽可以向資本市場傳遞出決策有用的會計信息。當企業(yè)在財務(wù)報告中披露商譽信息后，理性的投資者在評估企業(yè)價值時將對其進行充分考慮。投資者依據(jù)商譽信息做出投資決策，引起證券市場上個股股價的波動，可視為個股股價對商譽信息的消化吸收，進而影響到企業(yè)的市場價值。并購正商譽的披露促使投資者預(yù)期企業(yè)市場價值增加，并將資金投入具有較高價值的正商譽的目標企業(yè)，推動個股股票交易價格上升，進而推動企業(yè)市場價值上升。基于以上分析，提出以下研究假設(shè)：

假設(shè)1：并購商譽能夠有效提升企業(yè)的市場價值水平，即并購商譽與企業(yè)市場價值呈顯著正相關(guān)關(guān)系。

面對復(fù)雜多變的競爭環(huán)境，無形資產(chǎn)作為體現(xiàn)創(chuàng)新及可持續(xù)發(fā)展水平的重要資源，與企業(yè)的核心競爭力信息相關(guān)，是主要以知識產(chǎn)權(quán)形式存在的經(jīng)濟資源[13]。經(jīng)濟利益和無形資產(chǎn)之間的關(guān)聯(lián)隨國際財務(wù)報告準則的變更而改變[14]。企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新是購建無形資產(chǎn)的重要路徑，在企業(yè)整體經(jīng)營中扮演著至關(guān)重要的角色[15]。

Brown et al.[16]指出，20世紀90年代美國的創(chuàng)新高潮為資本市場所推動，發(fā)達的資本市場可以有效地向缺乏內(nèi)部資金的高科技企業(yè)提供研發(fā)資金。企業(yè)“長壽”的共同特征在于堅持創(chuàng)新，尤其是無形資產(chǎn)創(chuàng)新[17]，產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新平臺是由關(guān)鍵技術(shù)決定的產(chǎn)業(yè)鏈上的相關(guān)群體構(gòu)建的自適應(yīng)系統(tǒng)[18]。我國“營改增”政策明顯促進了信息技術(shù)服務(wù)業(yè)創(chuàng)新型無形資產(chǎn)投資，有利于形成研發(fā)創(chuàng)新的經(jīng)濟氛圍[19]。胡川、戴浩[20]研究認為，以無形資產(chǎn)為驅(qū)動的創(chuàng)新有利于提升核心競爭力并創(chuàng)造企業(yè)價值，是可持續(xù)增長的必經(jīng)之路。無形資產(chǎn)對經(jīng)濟增長和結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級的效用日益凸顯，我國無形資產(chǎn)對經(jīng)濟增長的貢獻比率達到30%[21]。

創(chuàng)新活動形成自主知識產(chǎn)權(quán)，為企業(yè)提供核心技術(shù)，掌控行業(yè)發(fā)展主動權(quán)。企業(yè)面臨融資約束時，研發(fā)投資與現(xiàn)金流量之間呈現(xiàn)較強的正相關(guān)關(guān)系[22]。要想加快社會經(jīng)濟發(fā)展，必須以無形資產(chǎn)國際化戰(zhàn)略為前提，在創(chuàng)新的基礎(chǔ)上拓展無形資產(chǎn)[23]，這將有利于在運營成本不斷增加的同時實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級，加快企業(yè)向高端價值鏈轉(zhuǎn)變。當創(chuàng)新活動推動無形資產(chǎn)規(guī)模擴大時，投資者就會預(yù)期企業(yè)核心競爭力提升，企業(yè)由此實現(xiàn)內(nèi)涵式發(fā)展。在預(yù)期企業(yè)具有可持續(xù)競爭優(yōu)勢時行，投資者將加大資金投放力度，驅(qū)動個股股價上漲，進一步提高企業(yè)的市場價值?；谝陨戏治觯岢鲆韵卵芯考僭O(shè)：

假設(shè)2：企業(yè)對無形資產(chǎn)的擁有將有效提升企業(yè)的市場價值，即企業(yè)的無形資產(chǎn)擁有量與其市場價值呈顯著正相關(guān)關(guān)系。

三、數(shù)據(jù)來源、變量定義與模型設(shè)定

選取2010～2015年連續(xù)六個會計年度公開上市交易的企業(yè)作為樣本，數(shù)據(jù)來自于CSMAR數(shù)據(jù)庫，對樣本進行如下處理：剔除金融、保險類樣本企業(yè)；剔除ST、?ST的樣本企業(yè)；剔除財務(wù)指標數(shù)據(jù)缺失的樣本企業(yè)，最后得到922家樣本企業(yè)的財務(wù)數(shù)據(jù)作為有效觀測值。采用統(tǒng)計軟件Stata 14.0對數(shù)據(jù)進行描述性統(tǒng)計和回歸分析。

本研究將采用苑澤明等[24]基于技術(shù)創(chuàng)新理論、核心競爭力理論以及可持續(xù)競爭優(yōu)勢理論構(gòu)建的無形資產(chǎn)指數(shù)評價指標體系進行分析。該指標體系中，與市場價值相關(guān)的指標涉及市場競爭力和可持續(xù)發(fā)展力。而對市場競爭力加以度量的指標有品牌優(yōu)勢和市場占有率，品牌優(yōu)勢采用銷售費用與營業(yè)收入的比值加以度量，市場占有率采用企業(yè)銷售收入與行業(yè)總銷售收入的比值加以度量，將它們作為控制變量，以衡量其對企業(yè)市場價值的影響。可持續(xù)發(fā)展力指標有資本積累率和無形資產(chǎn)占有率，采用資本積累率作為控制變量，衡量企業(yè)的發(fā)展水平，計算取值為所有者權(quán)益合計本期變動額與所有者權(quán)益期初值的比值；無形資產(chǎn)占有率采用無形資產(chǎn)總額與資產(chǎn)總額的比值加以度量，并將無形資產(chǎn)占有率作為解釋變量，考察其對企業(yè)市場價值水平的影響力。

確認“合并商譽”的原因在于尋找客觀存在的證據(jù)[25]。由此，選用并購商譽占比（并購商譽凈額/總資產(chǎn)）作為解釋變量，衡量其對企業(yè)市場價值的影響。被解釋變量選用托賓Q值（市值/資產(chǎn)總計）衡量企業(yè)的市場價值水平。各變量的名稱及計算方法如表1所示。

為檢驗前文假設(shè)的合理性，在控制其他影響因素的前提下，構(gòu)建如下回歸模型并對參數(shù)進行面板數(shù)據(jù)回歸估計，分別用于檢驗前文假設(shè)1和假設(shè)2。

四、描述性統(tǒng)計與相關(guān)性分析

1.描述性統(tǒng)計。表2報告了變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果。從表2可以看出，被解釋變量托賓Q值（TQ）均值為1.9800，最大值為126.4984，最小值僅為0.0826，表明企業(yè)市場價值呈現(xiàn)較大差異。解釋變量并購商譽占比（GW）中位數(shù)為0，最大值0.6890，標準差為0.0361，表明上市企業(yè)通過控股合并形成并購商譽的狀況在我國資本市場已屢見不鮮。解釋變量無形資產(chǎn)占有率（IA）均值僅為5.10%，標準差為0.0510，表明從總體來看，企業(yè)對無形資產(chǎn)擁有量的比重偏低，通過提升無形資產(chǎn)比重進而實現(xiàn)創(chuàng)新驅(qū)動增長的道路依然漫長。這一結(jié)果表明我國企業(yè)應(yīng)充分關(guān)注自主研發(fā)能力的不斷提升，加大研發(fā)支出投入力度，提高研發(fā)人員素質(zhì)，提升技術(shù)創(chuàng)新能力，以創(chuàng)造出更高的市場價值。

表1 變量名稱及說明

表2 變量的描述性統(tǒng)計

控制變量中，管理層持股數(shù)（Mhldn）的均值為3.87%，標準差為0.1217?？傮w來看，管理層持股比重不高，而且在不同企業(yè)間呈現(xiàn)出較大差異性。企業(yè)規(guī)模（LnAsset）的標準差為1.2090，表明資本市場中上市企業(yè)呈現(xiàn)出規(guī)模差異。經(jīng)營現(xiàn)金流（CFO）最小值為負值，取值為-0.0598，表明上市企業(yè)的現(xiàn)金流量狀況并不盡如人意，仍有部分或個別企業(yè)的運營收益質(zhì)量偏低，對利益相關(guān)者的權(quán)益會造成一定程度的損害。品牌優(yōu)勢（BRAND）均值為6.31%，中位數(shù)取值為3.82%，表明平均而言，企業(yè)將營業(yè)收入的3%～6%作為產(chǎn)品銷售費用，以提升企業(yè)產(chǎn)品的品牌價值。市場占有率（MARKET）均值為0.54%，最大值為31.03%，表明部分企業(yè)在產(chǎn)品銷售市場上存在一定的壟斷優(yōu)勢。資本積累率（CAR）的均值為24.03%，總資產(chǎn)凈利潤率（ROA）的均值為3.82%，綜合杠桿（DTL）的中位數(shù)為1.5378，權(quán)益乘數(shù)（EM）的中位數(shù)為1.9806，收益留存率（RR）的均值為74.66%，以上結(jié)果表明，在企業(yè)平穩(wěn)發(fā)展的前提下，由于負債經(jīng)營，企業(yè)面臨較大的償債壓力和運營風(fēng)險，總體收益水平不高，向投資者分配股利比重亦偏低。在這種現(xiàn)實背景下，要想發(fā)揮并購商譽的效用，就要通過并購整合以產(chǎn)生協(xié)同效應(yīng)，獲取超過并購各方單獨運營產(chǎn)生的效益。同時，企業(yè)需要通過創(chuàng)新獲得核心技術(shù)，掌握行業(yè)發(fā)展主動權(quán)，形成具有自主知識產(chǎn)權(quán)的無形資產(chǎn)，實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)升級，持續(xù)向價值鏈高端邁進。審計意見類型（AUDIT）的均值為0.9761，表明審計師普遍認為上市企業(yè)的財務(wù)報告能夠按照《企業(yè)會計準則》和相關(guān)會計制度規(guī)定編制，在所有重大方面能夠公允反映企業(yè)財務(wù)狀況、經(jīng)營成果和現(xiàn)金流量，確保了本文所采用的數(shù)據(jù)為企業(yè)運營狀況的可靠反映。

2.相關(guān)性分析。表3是變量之間的相關(guān)性分析結(jié)果。由表3可知，并購商譽占比（GW）與托賓Q值（TQ）在1%的顯著性水平上正相關(guān)，說明提升并購商譽水平可以有效促進企業(yè)市場價值提升。無形資產(chǎn)占有率（IA）在5%的顯著性水平上與托賓Q值（TQ）顯著正相關(guān)，表明在創(chuàng)新驅(qū)動背景下，提升企業(yè)的創(chuàng)新水平形成可辨認的無形資產(chǎn)，可以在一定程度上有效提升企業(yè)市場價值，以有效保護利益相關(guān)者的權(quán)益?？刂谱兞恐?，管理層持股數(shù)量（Mhldn）、經(jīng)營現(xiàn)金流（CFO）及品牌優(yōu)勢（BRAND）均與托賓Q值（TQ）在1%的顯著性水平上正相關(guān)，而企業(yè)規(guī)模（LnAsset）、市場占有率（MARKET）、審計意見類型（AUDIT）、權(quán)益乘數(shù)（EM）均與托賓Q值（TQ）在1%的顯著性水平上負相關(guān)；解釋變量與被解釋變量之間具有顯著的相關(guān)關(guān)系，驗證了前文假設(shè)及回歸分析模型設(shè)定的合理性。此外，表3中變量之間的兩兩相關(guān)系數(shù)的絕對值最大值為0.3848，規(guī)避了解釋變量與控制變量之間的嚴重多重共線性問題，為進一步的回歸分析提供了可靠保證。

五、模型回歸結(jié)果分析

由于本文分析的數(shù)據(jù)為面板數(shù)據(jù)，可以使用的估計方法包括固定效應(yīng)估計、隨機效應(yīng)估計以及混合普通OLS法。對模型（1）和模型（2）進行固定效應(yīng)回歸分析，發(fā)現(xiàn)F檢驗的P值均為0.0000，由此認為固定效應(yīng)回歸明顯優(yōu)于混合回歸。對模型（1）和模型（2）進行固定效應(yīng)與隨機效應(yīng)Hausman檢驗均發(fā)現(xiàn)chi2＜0，表明應(yīng)該使用固定效應(yīng)模型，而非隨機效應(yīng)模型。由此，使用固定效應(yīng)模型進行分析，回歸結(jié)果如表4所示。

如表4所示，在模型（1）與模型（2）中，并購商譽占比（GW）回歸系數(shù)估計值分別為2.9659和2.8024，且分別在1%和5%的顯著性水平上為正，表明作為不可辨認的無形資源，商譽的存在意味著未來或有現(xiàn)金的流入。投資者預(yù)期擁有正商譽的企業(yè)未來將具有良好的運營狀況，企業(yè)具有較強的盈利能力，股票價值將會提高。投資者通常會大量購入擁有正商譽企業(yè)的股票，促使個股股價上漲。由此，提升企業(yè)的并購商譽水平，將有效促進企業(yè)市場價值的提升，假設(shè)1得以驗證。對個體企業(yè)而言，應(yīng)加強風(fēng)險管理，充分發(fā)揮商譽品牌優(yōu)勢，進一步提升產(chǎn)品創(chuàng)新優(yōu)勢及核心競爭力，促進企業(yè)的長期可持續(xù)發(fā)展[26]。

表3 變量的相關(guān)系數(shù)

表 4 模型（1）與模型（2）回歸系數(shù)統(tǒng)計結(jié)果

在模型（2）中，無形資產(chǎn)占有率（IA）的回歸系數(shù)估計值在5%的水平上顯著為負。并購商譽占比與無形資產(chǎn)占有率交互項（GW×IA）的回歸系數(shù)估計值為負，但不具有統(tǒng)計意義上的顯著性。從表面看來，無形資產(chǎn)對企業(yè)市場價值的提升具有阻滯效用，與前文假設(shè)2預(yù)期不符，原因可能在于解釋變量的內(nèi)生性問題，抑或是無形資產(chǎn)內(nèi)部結(jié)構(gòu)不合理。例如，《企業(yè)會計準則》所界定的無形資產(chǎn)包含了土地使用權(quán)，而其作為一項自然資源大多來源于行政許可，區(qū)別于作為智力成果的技術(shù)性無形資產(chǎn)，與核心競爭力通常沒有較強的相關(guān)關(guān)系[27]。

圖1與圖2描述了無形資產(chǎn)占有率（IA）均值與托賓Q值（TQ）均值的變化趨，2010～2015年無形資產(chǎn)占有率（IA）均值先上升后下降呈倒V形，在2012年取最大值；托賓Q值（TQ）均值先降后升呈現(xiàn)出U形變動趨勢，在2012年取最小值。圖1和圖2表明，企業(yè)無形資產(chǎn)對其市場價值的提升存在一定的滯后性。

圖1 平均無形資產(chǎn)占有率（AI）變動趨勢

圖2 平均托賓Q值（TQ）變動趨勢

模型（1）與模型（2）的控制變量中，管理層持股數(shù)（Mhldn）、經(jīng)營現(xiàn)金流（CFO）及市場占有率（MARKET）的回歸系數(shù)均在1%的水平上顯著為正，表明加強對運營管理人員的股權(quán)激勵，加速資金周轉(zhuǎn)以提升企業(yè)運營收益質(zhì)量，以及增加企業(yè)營業(yè)收入占行業(yè)總營業(yè)收入的比重，都將向資本市場傳遞利好信息，對企業(yè)市場價值的進一步提高具有積極的促進作用。然而，企業(yè)規(guī)模（LnAsset）、品牌優(yōu)勢（BRAND）及審計意見類型（AUDIT）回歸系數(shù)均在1%的水平上顯著為負，資本積累率（CAR）回歸系數(shù)在模型（1）和模型（2）中分別在10%和5%的水平上顯著為負，表明對作為市場經(jīng)濟微觀個體的企業(yè)而言，一味追求規(guī)模擴張且為了提升品牌影響力而增加廣告宣傳費用支出，不僅沒有促進企業(yè)市場價值的有效提升，反而起到了反向作用。這一結(jié)果表明，要想大力發(fā)展我國資本市場，必須引導(dǎo)投資者正確理解和支持企業(yè)創(chuàng)新，踐行“大眾創(chuàng)業(yè)、萬眾創(chuàng)新”的理念，為企業(yè)創(chuàng)新營造良好的環(huán)境和氛圍。而且，外部審計作為獨立的第三方鑒證評價機制，可以緩解“信息不對稱”引致的負面影響，合理保證財務(wù)信息質(zhì)量。高質(zhì)量的外部審計可以有效抑制企業(yè)利用商譽減值進行盈余管理的動機[28]，從而降低信息不對稱，幫助投資者識別企業(yè)通過財務(wù)舞弊虛增市場價值等現(xiàn)象。模型（1）和模型（2）中總資產(chǎn)凈利潤率（ROA）、綜合杠桿（DTL）、權(quán)益乘數(shù)（EM）及收益留存率（RR）的回歸系數(shù)估計值不具有統(tǒng)計意義上的顯著性。

六、進一步分析

模型（1）中的解釋變量并購商譽占比（GW）、模型（2）中的解釋變量無形資產(chǎn)占有率（IA）作為提升企業(yè)市場價值的手段，在實現(xiàn)企業(yè)市場價值提升的同時，可能會與被解釋變量存在一定的互為因果關(guān)系，使得模型中解釋變量具有內(nèi)生性。在這里滯后變量可視為前定變量，與當期擾動項沒有直接的相關(guān)關(guān)系。模型（2）中的解釋變量無形資產(chǎn)占有率（IA），其對企業(yè)市場價值的促進作用往往具有一定的滯后性。同時，內(nèi)生解釋變量與其一階滯后變量往往具有較強的相關(guān)性。由此，在兩個模型中分別使用各自解釋變量的一階滯后項作為工具變量，采用工具變量法進行固定效應(yīng)回歸分析，回歸系數(shù)統(tǒng)計結(jié)果如表5所示。

如表5所示，在模型（1）與模型（2）中，并購商譽占比（GW）滯后一期值回歸系數(shù)估計值分別為7.1947和2.5663，且分別在5%和10%的水平上顯著為正，前文假設(shè)1得以驗證?？梢?，若信息披露是無偏的，那么商譽水平越高的企業(yè)市場價值也越高；反之亦反。作為不可辨認的無形資源，并購商譽是企業(yè)能力的外在表現(xiàn)，企業(yè)擁有正商譽意味著其擁有高于同業(yè)平均水平的獲利能力，進而降低交易風(fēng)險和成本并體現(xiàn)出價值內(nèi)涵[29]，企業(yè)的市值實際上取決于未來盈利的現(xiàn)值。

模型（2）中的解釋變量無形資產(chǎn)占有率（IA）滯后一期值回歸系數(shù)估計值為5.4680，且在10%的水平上顯著為正，前文假設(shè)2得以驗證。從某種意義上來說，產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級的重要途徑在于提升無形資產(chǎn)投資比重，加大無形資產(chǎn)投入力度，形成具有競爭優(yōu)勢的技術(shù)性無形資產(chǎn)，如由研發(fā)活動形成的無形資產(chǎn)，其將成為競爭對手不易模仿的優(yōu)勢[30]，從而提高企業(yè)市場價值。

表5 模型（1）與模型（2）工具變量法固定效應(yīng)回歸系數(shù)統(tǒng)計結(jié)果

提升企業(yè)的無形資產(chǎn)價值，日漸成為戰(zhàn)略擴張的關(guān)鍵路徑。在激烈競爭的環(huán)境中，并購活動是提高核心競爭力的重要舉措，充分發(fā)揮商譽的價值創(chuàng)造能力，有利于企業(yè)獲得較大的競爭優(yōu)勢。但是，在模型（2）中，并購商譽占比（GW）與無形資產(chǎn)占有率（IA）滯后一期值交乘項回歸系數(shù)估計值為正，但不具有統(tǒng)計意義上的顯著性，意味著并購商譽并未與無形資產(chǎn)發(fā)揮出協(xié)同效應(yīng)，并購商譽未成為具有競爭優(yōu)勢的無形資產(chǎn)創(chuàng)造價值的有效驅(qū)動因素，未能促進企業(yè)市場價值的有效提升。這一結(jié)果表明，由于投資者忽略了并購商譽的長期價值效應(yīng)，我國資本市場并未推動企業(yè)實現(xiàn)有效的自主創(chuàng)新[31]。發(fā)達資本市場可以降低企業(yè)面臨的融資約束與財務(wù)風(fēng)險，確保研發(fā)投資的連續(xù)性并促進企業(yè)創(chuàng)新[32]。企業(yè)應(yīng)在并購以后發(fā)揮在管理、財務(wù)、經(jīng)營等方面的協(xié)同優(yōu)勢，提高產(chǎn)品及服務(wù)質(zhì)量，占據(jù)行業(yè)優(yōu)勢地位，提升資金使用效率，節(jié)約資金使用成本，進而有效發(fā)揮商譽和無形資產(chǎn)的價值創(chuàng)造能力。

模型（1）與模型（2）的控制變量中，管理層持股數(shù)（Mhldn）與經(jīng)營現(xiàn)金流（CFO）回歸系數(shù)估計值均在1%的水平上顯著為正，市場占有率（MARKET）回歸系數(shù)估計值均在5%的水平上顯著為正，再次證明加強對運營管理人員的股權(quán)激勵，能夠有效促進企業(yè)市場價值水平的提升。然而，企業(yè)規(guī)模（LnAsset）回歸系數(shù)均在1%的水平上顯著為負，品牌優(yōu)勢（BRAND）回歸系數(shù)在模型（1）和模型（2）中分別在5%和10%的水平上顯著為負，資本積累率（CAR）回歸系數(shù)估計值在模型（1）中在5%的水平上顯著為負，再次表明僅僅追逐規(guī)模擴張和提升品牌影響力而增加銷售費用，不僅不能有效提升企業(yè)市場價值，反而起到了反向作用?？傎Y產(chǎn)凈利潤率（ROA）、審計意見類型（AUDIT）、綜合杠桿（DTL）、權(quán)益乘數(shù)（EM）及收益留存率（RR）回歸系數(shù)均不具有統(tǒng)計意義上的顯著性。

七、穩(wěn)健性測試

依據(jù)《國際會計準則第22號——企業(yè)合并》，并購成本超過購買方所購買的可辨認資產(chǎn)和負債的公允價值中的權(quán)益的差額，應(yīng)作為商譽確認為資產(chǎn)，由商譽產(chǎn)生的未來現(xiàn)金凈流入體現(xiàn)為超額收益?？紤]到市場價值與個股投資回報率之間具有的內(nèi)在關(guān)系，較高的市場價值通常意味著較高的個股投資回報率，從圖2、圖3與圖4也可以看出兩者的對應(yīng)關(guān)系。其中，圖3是不考慮現(xiàn)金紅利再投資的年個股回報率均值趨勢圖，圖4是考慮現(xiàn)金紅利再投資的年個股回報率均值趨勢圖。由此，在模型（1）中將被解釋變量托賓Q值（TQ）替換為不考慮現(xiàn)金紅利再投資的年個股回報率（Yretnd），再次進行回歸分析。同時，結(jié)合圖1與圖2可以發(fā)現(xiàn)，無形資產(chǎn)對企業(yè)市場價值的影響的滯后兩期效應(yīng)更為明顯。在模型（2）中，將解釋變量——無形資產(chǎn)占有率（IA）替換為滯后兩期值再次進行回歸分析。

圖3 不考慮現(xiàn)金紅利再投資的年個股回報率均值

圖4 考慮現(xiàn)金紅利再投資的年個股回報率均值

對模型（1）和模型（2）使用固定效應(yīng)回歸后發(fā)現(xiàn)，F(xiàn)檢驗的P值均為1.0000，認為混合效應(yīng)回歸優(yōu)于固定效應(yīng)回歸?？梢姡诜€(wěn)健性測試中應(yīng)采用工具變量法混合效應(yīng)模型進行回歸分析，回歸結(jié)果如表6所示。

由表6可以發(fā)現(xiàn)，模型（1）中并購商譽占比（GW）回歸系數(shù)估計值在1%的水平上顯著為正，與前文表4及表5分析結(jié)果一致。這一結(jié)果表明，在企業(yè)并購過程中，購買方之所以愿意付出超額對價，是因為其預(yù)期被購買方在并購后能夠獲取超額收益的協(xié)同效應(yīng)。從某種程度上來看，確認的商譽價值越高，當期的財務(wù)績效及個股投資回報水平越好?？刂谱兞恐?，管理層持股數(shù)（Mhldn）與總資產(chǎn)凈利潤率（ROA）回歸系數(shù)估計值均在1%的水平上顯著為正，市場占有率（MARKET）、資本積累率（CAR）回歸系數(shù)估計值分別在5%及10%的水平上顯著為正，表明強化對管理人員的股權(quán)激勵，提升運營收益和市場占有率，既促進了企業(yè)市場價值的提高，又推動了個股投資回報水平的顯著提升；有效的資本積累，同樣可以增加企業(yè)的個股投資回報。然而，企業(yè)規(guī)模（LnAsset）回歸系數(shù)估計值在1%的水平上顯著為負，品牌優(yōu)勢（BRAND）回歸系數(shù)估計值在5%的水平上顯著為負，不僅沒有有效提升企業(yè)市場價值，反而成為個股投資回報有效提升的負面影響因素。經(jīng)營現(xiàn)金流（CFO）、審計意見類型（AUDIT）、綜合杠桿（DTL）、權(quán)益乘數(shù)（EM）及收益留存率（RR）回歸系數(shù)估計值不具有統(tǒng)計意義上的顯著性，與表4中對模型（1）的分析結(jié)果基本保持一致。

在模型（2）中，無形資產(chǎn)占有率（IA）滯后兩期值回歸系數(shù)估計值為2.3950，且在1%的顯著性水平上為正，再次驗證了假設(shè)2。研發(fā)投資資本化形成無形資產(chǎn)對未來經(jīng)濟增長具有創(chuàng)新引領(lǐng)作用，亦體現(xiàn)出新經(jīng)濟增長理論在現(xiàn)實中的趨同性[33]。加大無形資產(chǎn)投資力度及無形資產(chǎn)投入強度，是產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級的必要路徑。并購商譽占比（GW）與無形資產(chǎn)占有率（IA）滯后兩期值交互項回歸系數(shù)估計值為負，不具有統(tǒng)計意義上的顯著性，表明并購商譽并未與無形資產(chǎn)發(fā)揮協(xié)同效應(yīng)，并購商譽并未成為具有競爭優(yōu)勢的無形資產(chǎn)創(chuàng)造價值的有效驅(qū)動因素，未能提升企業(yè)市場價值水平，與表5的分析結(jié)果保持一致。這一結(jié)果表明，并購商譽為資本市場注入活力的同時，因其較大的專業(yè)判斷空間而成為企業(yè)運營風(fēng)險的“蓄水池”，隱含著較大的商譽減值風(fēng)險，而且商譽減值存在盈余平滑和“洗大澡”等盈余管理動機[34]。對監(jiān)管機構(gòu)而言，需要同步跟進并完善商譽減值等配套準則，保護利益相關(guān)者的權(quán)益和資本市場的健康發(fā)展。

控制變量中，經(jīng)營現(xiàn)金流（CFO）、市場占有率（MARKET）的回歸系數(shù)估計值在1%的水平上顯著為正，品牌優(yōu)勢（BRAND）的回歸系數(shù)在5%的水平上顯著為正，表明在無形資產(chǎn)對企業(yè)價值兩期滯后效應(yīng)更為明顯的前提下，提升企業(yè)運營收益質(zhì)量和市場占有率，適度增加業(yè)務(wù)宣傳費用支出，可以提高企業(yè)市場價值水平。企業(yè)規(guī)模（LnAsset）與總資產(chǎn)凈利潤率（ROA）回歸系數(shù)估計值分別在1%與10%的水平上顯著為負，表明若企業(yè)僅追逐規(guī)模擴張，即使暫時提升了資產(chǎn)收益水平，但因為忽略了收益質(zhì)量的實質(zhì)性改善，也很可能向資本市場傳遞出利空信號，進而阻礙市場價值的有效提升。審計意見類型（AUDIT）的回歸系數(shù)估計值在10%的水平上顯著為負，表明審計師針對市場價值相關(guān)問題保持了謹慎態(tài)度，對財務(wù)報告的合法性及公允性提供了可靠的合理保證，高質(zhì)量的外部審計顯著減弱了商譽減值對分析師盈余預(yù)測的不利影響[35]，這也保證了本文所獲數(shù)據(jù)及分析結(jié)果的可依賴程度。

表6 模型（1）與模型（2）工具變量法混合效應(yīng)回歸系數(shù)統(tǒng)計結(jié)果

管理層持股數(shù)（Mhldn）回歸系數(shù)估計值不具有統(tǒng)計意義上的顯著性，與前文表4及表5分析結(jié)果呈現(xiàn)出一定差異?？赡艿脑蛟谟?，針對管理層的股權(quán)激勵應(yīng)立足于長期價值，實現(xiàn)管理層與股東共擔(dān)風(fēng)險，使創(chuàng)新收益權(quán)與控制權(quán)相匹配，進而契合創(chuàng)新收益。資本積累率（CAR）、綜合杠桿（DTL）、權(quán)益乘數(shù)（EM）及收益留存率（RR）回歸系數(shù)估計值均不具有統(tǒng)計意義上的顯著性，與前文表4模型（2）的分析結(jié)果保持一致。

八、結(jié)語

本文基于會計信息決策有用性視角，考察并購商譽與無形資產(chǎn)的價值相關(guān)性，分析并購商譽與無形資產(chǎn)是否為企業(yè)帶來協(xié)同優(yōu)勢，以期促進企業(yè)市場價值的有效提升。研究結(jié)果表明，并購商譽為促進企業(yè)市場價值提升發(fā)揮了積極效用，適度提高并購商譽比重，將有效推動市場價值的提升，并給企業(yè)帶來一定的超額收益。

同時，無形資產(chǎn)能有效促進企業(yè)市場價值的提升，但具有一定的滯后效用。無形資產(chǎn)對科技進步、經(jīng)濟增長具有創(chuàng)新引領(lǐng)作用，亦體現(xiàn)出創(chuàng)新驅(qū)動等內(nèi)生性增長理論在現(xiàn)實中的趨同性，表明我國產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級的重要路徑在于加大無形資產(chǎn)投入力度、強化無形資產(chǎn)創(chuàng)新驅(qū)動。分析結(jié)果顯示，由企業(yè)購并所形成的并購商譽與無形資產(chǎn)對企業(yè)市場價值的提升未體現(xiàn)出“1+1＞2”的協(xié)同效應(yīng)。這可能是因為我國資本市場對企業(yè)自主創(chuàng)新并未給予有力的支持，并購商譽沒有成為驅(qū)動無形資產(chǎn)創(chuàng)造價值的有效因素，未能促進企業(yè)市場價值水平的顯著提升，并購商譽可能會因其具有較大的專業(yè)判斷空間而成為運營風(fēng)險的“蓄水池”。

對于監(jiān)管機構(gòu)而言，應(yīng)充分認識到由并購活動產(chǎn)生的并購商譽在不斷增加的現(xiàn)狀，其對企業(yè)資產(chǎn)結(jié)構(gòu)的影響也會不斷加大。企業(yè)應(yīng)詳細披露并購商譽信息，強化信息披露的完整性及可靠性，使商譽信息具有更高的價值相關(guān)性，向利益相關(guān)者提供更多的有價值的決策參考資料。針對并購商譽隱含的減值風(fēng)險，監(jiān)管機構(gòu)應(yīng)同步跟進并完善商譽減值等配套準則，確保利益相關(guān)者的權(quán)益和資本市場的長期健康發(fā)展。

企業(yè)應(yīng)深入推進企業(yè)無形資產(chǎn)創(chuàng)新，提升無形資產(chǎn)價值及技術(shù)型無形資產(chǎn)占有比重，使其成為實現(xiàn)戰(zhàn)略擴張的關(guān)鍵要素，創(chuàng)造超額收益并提升企業(yè)價值。監(jiān)管機構(gòu)和政策制定部門在提高企業(yè)創(chuàng)新意識的同時，應(yīng)進一步在研發(fā)投入方面出臺更多優(yōu)惠政策，加大知識產(chǎn)權(quán)保護力度，促使我國加快步伐向科技大國、科技強國邁進。

并購活動作為提高企業(yè)競爭力的重要途徑，在充分發(fā)揮商譽價值創(chuàng)造能力的同時，應(yīng)通過管理、財務(wù)、經(jīng)營等各部門的協(xié)作配合，著力實現(xiàn)并購商譽與技術(shù)型無形資產(chǎn)的協(xié)同效應(yīng)，實現(xiàn)規(guī)模經(jīng)濟進而降低營運成本；強化資本配置效率，降低運營風(fēng)險，充分發(fā)揮并購商譽與無形資產(chǎn)的協(xié)同價值創(chuàng)造能力。

進一步考慮，對企業(yè)價值影響因素的分析，必須考慮商譽減值、無形資產(chǎn)的不同類別所產(chǎn)生的效應(yīng)。有證據(jù)表明，公司治理機制越健全，對商譽計提的減值準備越多[36]。無形資產(chǎn)的不同類別對會計信息的價值相關(guān)性存在異質(zhì)性影響[37]。由此可見，有關(guān)商譽減值損失、無形資產(chǎn)的不同種類對企業(yè)價值、企業(yè)治理效果及利益相關(guān)者權(quán)益保護的影響將是未來值得深入研究的方向。