超額商譽(yù)與企業(yè)創(chuàng)新行為

葉 超 李明輝

(南京大學(xué)，江蘇 南京 210093)

一、引言及相關(guān)文獻(xiàn)回顧

創(chuàng)新是驅(qū)動經(jīng)濟(jì)增長的關(guān)鍵要素。企業(yè)創(chuàng)新行為不僅是影響未來競爭優(yōu)勢的決定性因素，也是提升國家競爭力的關(guān)鍵所在。外延并購可代替內(nèi)部創(chuàng)新實現(xiàn)企業(yè)的成長與發(fā)展(Hitt et al.，1990)，這也是現(xiàn)下眾多企業(yè)熱衷于并購重組的原因之一，Bena et al.(2014)認(rèn)為企業(yè)進(jìn)行并購的重要推動力之一是獲得創(chuàng)新的協(xié)同效應(yīng)以增強(qiáng)自身的創(chuàng)新能力。而商譽(yù)作為一項日趨重要的資產(chǎn)，直接來源于企業(yè)的并購重組，代表著并購企業(yè)預(yù)期產(chǎn)生的協(xié)同效應(yīng)，因此，并購商譽(yù)與企業(yè)創(chuàng)新息息相關(guān)。

近年來，中國上市公司的商譽(yù)資產(chǎn)呈現(xiàn)井噴式增長的態(tài)勢，巨額商譽(yù)猶如懸在上市公司頭頂?shù)摹斑_(dá)摩克利斯之劍”。適度、合理的商譽(yù)可以反映企業(yè)并購后的預(yù)期協(xié)同效應(yīng)，而過高的商譽(yù)則可能加劇企業(yè)風(fēng)險，給創(chuàng)新帶來負(fù)面影響。從超額商譽(yù)與企業(yè)創(chuàng)新投入的關(guān)系來看，一方面，過高的商譽(yù)可能來源于經(jīng)理人過度樂觀、自信等非理性特征(杜興強(qiáng) 等，2011)，導(dǎo)致管理層高估創(chuàng)新收益，低估其風(fēng)險，從而過度投資研發(fā)活動；也可能來源于管理層的“帝國構(gòu)建”行為，甚至?xí)c不當(dāng)關(guān)聯(lián)交易及利益輸送相關(guān)聯(lián)(杜興強(qiáng) 等，2011；張新民 等，2018)，從而導(dǎo)致管理層對研發(fā)等活動的投資增加。另一方面，超額商譽(yù)蘊(yùn)含的巨大經(jīng)營風(fēng)險和資本市場壓力，向利益相關(guān)方傳遞著不利的信號(黃蔚 等，2018)。此時，管理層有通過削減研發(fā)投入來進(jìn)行向上盈余管理的動機(jī)。因此，超額商譽(yù)與企業(yè)研發(fā)投入之間的關(guān)系并不確定，有必要通過實證研究對其進(jìn)行探討。此外，研發(fā)投入的增加并不必然意味著創(chuàng)新產(chǎn)出的增加。從理論上來說，超額商譽(yù)體現(xiàn)出的企業(yè)規(guī)模過度擴(kuò)張可能會超出管理層的控制范圍和能力，導(dǎo)致管理層時間和精力的分散。另外，超額商譽(yù)背后的盲目并購會導(dǎo)致短期內(nèi)企業(yè)文化過度混雜，這可能引發(fā)部分研發(fā)人員的流失和剩余研發(fā)人員工作效率的下降，進(jìn)而對創(chuàng)新產(chǎn)出產(chǎn)生不利影響。

隨著商譽(yù)在資產(chǎn)負(fù)債表中的比重越來越大，“讀懂”商譽(yù)對投資者與相關(guān)監(jiān)管部門的重要性不言而喻。已有文獻(xiàn)對并購商譽(yù)的經(jīng)濟(jì)后果做了大量研究，發(fā)現(xiàn)商譽(yù)會降低企業(yè)未來業(yè)績(Li et al.，2017；Li et al.，2011；魏志華 等，2019；鄭海英 等，2014；周澤將 等，2019)、加劇股價崩盤風(fēng)險(王文姣 等，2017；楊威 等，2018)、影響企業(yè)股票收益和股價波動率等(Ayres et al.，2019a；Ayres et al.，2019b；葉建芳 等，2016；鄭春美 等，2018)。此外，并購商譽(yù)給企業(yè)帶來的風(fēng)險也會引起審計機(jī)構(gòu)和分析師的關(guān)注(Glaum et al.，2018；曲曉輝 等，2017)。作為企業(yè)并購的出發(fā)點之一，創(chuàng)新除了受公司治理機(jī)制(Aghion et al.，2013；Balsmeier et al.，2017；楊道廣 等，2019)與制度保護(hù)因素(Hsu et al.，2014；權(quán)小鋒 等，2017)的影響之外，是否還會受到商譽(yù)的影響？這一話題目前關(guān)注較少。為此，本文研究超額商譽(yù)對企業(yè)創(chuàng)新的影響，并進(jìn)一步探討該影響的作用機(jī)制及其異質(zhì)性。

本文以2007—2017年中國A股上市公司為樣本，實證檢驗了超額商譽(yù)對企業(yè)創(chuàng)新投入和創(chuàng)新產(chǎn)出的影響及其作用機(jī)制。本文可能的貢獻(xiàn)在于：(1)以往關(guān)注會計信息對企業(yè)創(chuàng)新行為影響的研究較少，Zhong(2018)發(fā)現(xiàn)信息透明度能夠提高創(chuàng)新投入和創(chuàng)新產(chǎn)出；從商譽(yù)會計信息的角度出發(fā)，朱郭一鳴等(2021)發(fā)現(xiàn)商譽(yù)對于企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的負(fù)面作用，但是，其僅關(guān)注了創(chuàng)新產(chǎn)出而未研究創(chuàng)新投入，也未區(qū)分商譽(yù)中正常與異常的部分，而本文將低效率并購導(dǎo)致的超額商譽(yù)與企業(yè)創(chuàng)新行為聯(lián)系起來，發(fā)現(xiàn)代表商譽(yù)泡沫的超額商譽(yù)對企業(yè)的創(chuàng)新投入與創(chuàng)新產(chǎn)出具有不同方向的影響，這豐富了會計信息對企業(yè)創(chuàng)新作用的文獻(xiàn)，拓展了企業(yè)創(chuàng)新行為影響因素的相關(guān)研究，也為企業(yè)研發(fā)團(tuán)隊創(chuàng)新實踐提供了有益的啟示。(2)現(xiàn)有關(guān)于商譽(yù)經(jīng)濟(jì)后果的研究主要集中于并購后的短期業(yè)績研究，而本文側(cè)重于考察超額商譽(yù)與企業(yè)創(chuàng)新行為的關(guān)系，豐富了并購商譽(yù)對企業(yè)并購后長期表現(xiàn)影響的研究。(3)不同于部分現(xiàn)有文獻(xiàn)單獨(dú)考察創(chuàng)新投入或創(chuàng)新產(chǎn)出，本文同時從這兩個視角出發(fā)考察企業(yè)創(chuàng)新活動，并發(fā)現(xiàn)超額商譽(yù)對創(chuàng)新投入與創(chuàng)新產(chǎn)出存在不同的影響。

二、理論分析與假說提出

(一)超額商譽(yù)與創(chuàng)新投入

從理論上來說，商譽(yù)反映的是并購雙方通過整合產(chǎn)生的協(xié)同效應(yīng)，是預(yù)期未來超額盈利能力的貼現(xiàn)值(馮衛(wèi)東 等，2013)?，F(xiàn)階段中國并購重組規(guī)模不斷創(chuàng)下歷史新高，巨額商譽(yù)減值頻發(fā)，這說明上市公司賬面存在較大的商譽(yù)泡沫，現(xiàn)階段商譽(yù)并不完全等價于超額盈利能力?，F(xiàn)有研究認(rèn)為商譽(yù)泡沫主要來源于不當(dāng)關(guān)聯(lián)交易、利益輸送或是管理層“帝國情結(jié)”(杜興強(qiáng) 等，2011；張新民 等，2018)，管理層過度自信的行為特征也易引發(fā)商譽(yù)泡沫(Malmendier et al.，2008)。與傳統(tǒng)的有形資產(chǎn)投資不同，研發(fā)投入回報周期較長、結(jié)果不確定性極強(qiáng)，具有高風(fēng)險高收益的特征(Holmstrom，1989)。創(chuàng)新活動不僅取決于充足的研發(fā)資金投入，還要求管理層高瞻遠(yuǎn)矚，在研發(fā)過程中擁有一以貫之的堅定信念，才能最終獲得有效的創(chuàng)新成果。因此，超額商譽(yù)的形成與企業(yè)研發(fā)投入的強(qiáng)度均與管理層特質(zhì)有關(guān)。

超額商譽(yù)的存在可能會增加企業(yè)的研發(fā)投入，這一正向關(guān)系主要體現(xiàn)在三個方面：首先，根據(jù)代理理論，管理層會出于“帝國構(gòu)建”動機(jī)無限擴(kuò)大公司規(guī)模(Jensen，1986)，因為企業(yè)規(guī)模的擴(kuò)張會給管理層帶來更多的升遷機(jī)會，使其掌握更多的資源，滿足其獲得調(diào)配資源的權(quán)威與隨之而來的自我成就感。因此，管理層出于自利動機(jī)，傾向于盲目并購與企業(yè)戰(zhàn)略目標(biāo)不符、整合難度大的目標(biāo)企業(yè)，導(dǎo)致商譽(yù)泡沫的產(chǎn)生(張新民 等，2018)。而盲目的并購易造成企業(yè)規(guī)模冗余、組織結(jié)構(gòu)復(fù)雜性增加，當(dāng)組織結(jié)構(gòu)單元不斷增加時，組織內(nèi)的信息交換受到限制，溝通與協(xié)調(diào)更加復(fù)雜，組織分權(quán)程度和規(guī)則制度越來越多，很容易陷入職能重疊、管理效率低下、跨部門溝通及合作困難的組織困境中(呂鴻江 等，2014)。此時，不同部門或子公司之間難以實現(xiàn)信息互通共享，企業(yè)內(nèi)部信息傳遞渠道不暢通，信息透明度下降，作為內(nèi)部人的管理層比外部監(jiān)督者擁有更大的信息優(yōu)勢。研發(fā)作為一項資金投入大、周期長、結(jié)果不確定性強(qiáng)的投資活動(Holmstrom，1989)，整個過程具有較強(qiáng)的保密性，無法及時披露研發(fā)進(jìn)程，本身與外界存在高度的信息不對稱。企業(yè)信息透明度下降，股東更加難以掌握充分的信息資源進(jìn)而有效約束管理層行為，無法確保研發(fā)資金是否高效規(guī)范地使用、實現(xiàn)最佳用途。在這種情況下，作為內(nèi)部人的管理層更有可能會選擇高額研發(fā)投資活動，通過研發(fā)資金的不當(dāng)配置或其他機(jī)會主義行為攫取私人利益。其次，根據(jù)管理層非理性假說，即使管理層出于企業(yè)利益最大化目標(biāo)進(jìn)行投資決策，在決策時的行為偏差也會導(dǎo)致其做出不當(dāng)決策。超額商譽(yù)是管理層過度自信的重要外在表現(xiàn)(吳超鵬 等，2008)，Malmendier et al.(2008)發(fā)現(xiàn)過度自信的管理層更易盲目合并價值不高的企業(yè)，或是對交易價值的評估過于樂觀，導(dǎo)致交易多付，產(chǎn)生商譽(yù)泡沫。這一行為特征延續(xù)到公司日常經(jīng)營過程中，體現(xiàn)為管理層易對未來抱有不切實際的樂觀態(tài)度，傾向于高估自己的能力與判斷的準(zhǔn)確性、低估面臨的風(fēng)險，進(jìn)而更樂意參與高風(fēng)險高收益的投資活動。由于回報周期長，創(chuàng)新通常是風(fēng)險最高的長期投資項目之一(Holmstrom，1989)，但研發(fā)創(chuàng)新投資具有顯著的“贏家效應(yīng)”，這會促使過度自信的管理層為構(gòu)建“經(jīng)理人帝國”而低估創(chuàng)新投資的風(fēng)險程度，進(jìn)行高額研發(fā)投入。最后，對競爭者的收購活動會降低企業(yè)吸收技術(shù)外溢的正的外部性，Kamien et al.(1992)指出并購可能導(dǎo)致技術(shù)外溢的內(nèi)部化，引發(fā)額外的研發(fā)支出，因此并購帶來的超額商譽(yù)可能與企業(yè)未來的研發(fā)支出呈正向關(guān)系。

然而，高溢價并購帶來的商譽(yù)泡沫也可能導(dǎo)致研發(fā)投入的減少，理由如下：第一，商譽(yù)泡沫對企業(yè)未來的經(jīng)營業(yè)績具有顯著的負(fù)面影響(魏志華 等，2019；鄭海英 等，2014)，加劇企業(yè)未來股價崩盤風(fēng)險(楊威 等，2018)。在經(jīng)營風(fēng)險與資本市場壓力之下，管理層為了維護(hù)自身聲譽(yù)、增加薪酬，不希望承認(rèn)并購失敗，會存在向上盈余管理的動機(jī)(Li et al.，2017)。而研發(fā)投入為管理層提供了較大的自由裁量空間，此時管理層傾向于減少研發(fā)投入以粉飾財務(wù)報表。第二，高溢價并購涉及大量的投資，在外延收購可代替內(nèi)部創(chuàng)新實現(xiàn)企業(yè)成長與發(fā)展的情況下，管理層可能會選擇減少研發(fā)投入。并購活動還耗費(fèi)了管理層大量的精力，導(dǎo)致其放棄其他投資機(jī)會(Hitt et al.，1991)，包括創(chuàng)新投資。此外，超額商譽(yù)可能體現(xiàn)出管理層本身就對資本運(yùn)作活動具有偏好，而非關(guān)注企業(yè)基礎(chǔ)的生產(chǎn)經(jīng)營活動，這一傾向也會造成研發(fā)創(chuàng)新投入較少。第三，周澤將等(2019)指出商譽(yù)是企業(yè)承擔(dān)較高水平風(fēng)險的重要信號，對于存在商譽(yù)泡沫的企業(yè)，其利益相關(guān)方將減少資源供給或要求更高的風(fēng)險補(bǔ)償(黃蔚 等，2018；魏志華 等，2019)，例如提高企業(yè)融資成本、增加企業(yè)融資約束(黃蔚 等，2018)，此時管理層將被迫投資于規(guī)模小、風(fēng)險低的創(chuàng)新活動，以縮短回報周期來取悅投資者。

基于上述分析，本文提出如下競爭性假說：

假說1a：在其他條件相同的情況下，超額商譽(yù)對企業(yè)創(chuàng)新投入有促進(jìn)作用；

假說1b：在其他條件相同的情況下，超額商譽(yù)對企業(yè)創(chuàng)新投入有抑制作用。

(二)超額商譽(yù)與創(chuàng)新產(chǎn)出

研發(fā)投入的增加并不必然帶來創(chuàng)新產(chǎn)出和創(chuàng)新效率的提高(Hitt et al.，1991)，只有產(chǎn)生可見的成果產(chǎn)出，才能產(chǎn)生持續(xù)的價值，因此，進(jìn)一步研究超額商譽(yù)與研發(fā)產(chǎn)出的關(guān)系是必要的。超額商譽(yù)會通過不同的渠道影響創(chuàng)新產(chǎn)出：

首先，從管理層角度來看，企業(yè)擁有超額商譽(yù)可能意味著其規(guī)模冗余、業(yè)務(wù)分散，這會降低管理團(tuán)隊對研發(fā)項目的管理能力，不利于企業(yè)的創(chuàng)新產(chǎn)出。具體來講，適度的并購商譽(yù)代表著并購雙方的預(yù)期協(xié)同效應(yīng)(馮衛(wèi)東 等，2013)，而超額商譽(yù)在一定程度上意味著管理層出于“帝國情結(jié)”盲目進(jìn)行并購擴(kuò)張，這一行為會導(dǎo)致公司業(yè)務(wù)過度分散(Galbraith et al.，1986)。在企業(yè)創(chuàng)新方面，具體表現(xiàn)為擁有超額商譽(yù)的企業(yè)更有可能擁有過多的研發(fā)項目，隨之而來的是管理團(tuán)隊與創(chuàng)新研發(fā)相關(guān)的管理時間和精力的過度分散(張晨 等，2020)以及控制業(yè)務(wù)能力的不足。管理層缺乏充分的時間和精力去認(rèn)真調(diào)研每一個研發(fā)項目，很難做到綜合評價與項目有關(guān)的成本與收益，無法合理判斷研發(fā)項目的可行性，也難以對研發(fā)資金的投入使用情況進(jìn)行恰當(dāng)監(jiān)督，導(dǎo)致企業(yè)的創(chuàng)新產(chǎn)出有所下降。

基于上述分析，本文提出：

假說2：在其他條件相同的情況下，超額商譽(yù)對企業(yè)的創(chuàng)新產(chǎn)出有抑制作用。

三、研究設(shè)計

(一)數(shù)據(jù)來源與樣本選擇

本文以2007—2017年中國A股上市公司數(shù)據(jù)作為初始研究樣本。2007年以前，中國企業(yè)財務(wù)報表中并不存在“商譽(yù)”科目，2007年后中國會計準(zhǔn)則首次要求企業(yè)將商譽(yù)作為資產(chǎn)單獨(dú)列報。出于數(shù)據(jù)的可得性，本文的研究始于2007年。同時，由于CSMAR數(shù)據(jù)庫提供的上市公司發(fā)明、實用新型和外觀設(shè)計三種類型專利申請量和授權(quán)量的數(shù)據(jù)截至2017年，故本文選取的樣本截至2017年。本文研究使用的商譽(yù)數(shù)據(jù)來源于CNRDS數(shù)據(jù)庫，企業(yè)創(chuàng)新相關(guān)數(shù)據(jù)來源于CSMAR數(shù)據(jù)庫，上市公司財務(wù)數(shù)據(jù)與公司治理水平相關(guān)指標(biāo)來源于CSMAR數(shù)據(jù)庫和Wind金融終端。另外，本文對初始樣本進(jìn)行了如下處理：刪除金融類上市公司；刪除關(guān)鍵變量缺失的樣本；刪除特別處理ST、ST*、PT樣本。經(jīng)過如上標(biāo)準(zhǔn)化處理后，最終得到6439個觀測值。為緩解極端值對實證結(jié)果的影響，本文對所有連續(xù)變量在1%和99%分位上進(jìn)行了縮尾處理。為緩解面板數(shù)據(jù)截面相關(guān)問題，在回歸時，本文對標(biāo)準(zhǔn)誤進(jìn)行了公司層面的聚類調(diào)整。

本文所用計量軟件為STATA 16.0。

(二)變量的選擇和說明

1.被解釋變量

(1)創(chuàng)新投入：現(xiàn)有文獻(xiàn)通常將研發(fā)支出作為衡量企業(yè)研發(fā)努力程度的指標(biāo)(Hagedoorn et al.，2003)，本文采用研發(fā)投入(RDratio)作為創(chuàng)新投入的衡量指標(biāo)，具體定義為企業(yè)當(dāng)期研發(fā)投入與當(dāng)期營業(yè)總收入的比值。

(2)創(chuàng)新產(chǎn)出：專利申請數(shù)量通常被認(rèn)為是衡量創(chuàng)新產(chǎn)出績效最合適的指標(biāo)(Hagedoorn et al.，2003)，因此本文采用專利申請數(shù)量作為企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出的代理變量。雖然專利申請數(shù)量指標(biāo)可能僅測度公司創(chuàng)新的數(shù)量，相比之下，專利的被引用數(shù)量更能衡量創(chuàng)新產(chǎn)出的質(zhì)量(Hagedoorn et al.，2003)，但由于數(shù)據(jù)難以獲得，因此本文僅采用專利申請數(shù)量相關(guān)指標(biāo)作為創(chuàng)新產(chǎn)出的代理指標(biāo)。在穩(wěn)健性檢驗中，本文使用申請專利最終獲得授權(quán)的數(shù)量替代專利申請數(shù)量重新進(jìn)行檢驗。根據(jù)《中華人民共和國專利法》，專利分為發(fā)明專利、實用新型專利和外觀設(shè)計專利三種，其科技含量、審核嚴(yán)格程度依次降低，發(fā)明專利所代表的創(chuàng)新質(zhì)量最高，最能反映自主創(chuàng)新能力(張杰 等，2016)。因此，為了區(qū)分不同專利所代表的創(chuàng)新能力的高低，本文將專利細(xì)分為發(fā)明專利和非發(fā)明專利兩種類型，其中非發(fā)明專利包含實用新型專利和外觀設(shè)計專利。在后續(xù)實證檢驗中，本文分別以專利申請總數(shù)量(Patents)、發(fā)明專利申請數(shù)量(IPatents)以及非發(fā)明專利申請數(shù)量(NIPatents)作為創(chuàng)新產(chǎn)出的代理變量。將上述三個代理變量的值加1之后取對數(shù)(ln Patents/ln IPatents/ln NIPatents)作為被解釋變量進(jìn)行回歸。

2.解釋變量

借鑒魏志華等(2019)的做法，本文構(gòu)建如下回歸模型測度期望商譽(yù)，超額商譽(yù)即為該模型的殘差值：

GW_revi,t=α0+α1GW_meani,t+∑Xi,t+Industry+Year+εi,t

(1)

其中，下標(biāo)i、t分別代表公司和年份。被解釋變量GW_rev為企業(yè)營業(yè)收入標(biāo)準(zhǔn)化后的商譽(yù)賬面價值，GW_mean為除i公司以外同行業(yè)年度其他公司標(biāo)準(zhǔn)化商譽(yù)的均值，X是影響商譽(yù)規(guī)模的公司特征的變量集，另外還控制了行業(yè)(Industry)與年度(Year)固定效應(yīng)。殘差εi,t即實際商譽(yù)與預(yù)期商譽(yù)之間的差額，本文以此殘差作為超額商譽(yù)的代理變量。

3.控制變量

參考以往文獻(xiàn)(張杰 等，2016；權(quán)小峰 等，2017)，本文選取了一系列控制變量：公司規(guī)模(Size)、資產(chǎn)收益率(ROA)、資產(chǎn)負(fù)債率(Lev)、現(xiàn)金持有比重(Cash)、無形資產(chǎn)比重(Intan)、固定資產(chǎn)比重(PPE)、員工數(shù)量(Staff)、子公司數(shù)(Subs)、公司年齡(Age)、賬面市值比(MTB)、是否由四大審計(Big4)、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)(SOE)、成長性(Growth)、管理層持股比例(Mshare)以及兩職合一(Dual)。此外，本文還在模型中控制了行業(yè)固定效應(yīng)(Industry)和年度固定效應(yīng)(Year)。

變量的具體定義見表1。

表1 變量說明

(續(xù)表1)

(三)檢驗?zāi)Ｐ?/h3>

考慮到企業(yè)從研發(fā)創(chuàng)新到獲得產(chǎn)出存在一定時滯，本文對主模型中所有解釋變量進(jìn)行滯后處理。

RDratioi,t+n=β0+β1GW_excessi,t+∑Controlsi,t+δi,t

(2)

Ln Patentsi,t+n=β0+β1GW_excessi,t+∑Controlsi,t+δi,t

(3)

其中，n=0，1，2，3。被解釋變量Ln Patents分別為經(jīng)過對數(shù)化處理后的兩種不同類型的專利申請數(shù)量以及專利申請總數(shù)量。Controls為控制變量，δ為殘差項。

四、實證結(jié)果與分析

(一)描述性統(tǒng)計分析

表2報告了主模型中變量描述性統(tǒng)計的結(jié)果?？偟膩碚f，樣本中的研發(fā)投入、各類型專利申請數(shù)量、超額商譽(yù)以及其他變量存在較大差異，表明樣本具有良好的區(qū)分度。超額商譽(yù)(GW_excess)的均值為0.0000，中位數(shù)為-0.0402，說明超額商譽(yù)的分布呈右偏狀態(tài)，部分企業(yè)的商譽(yù)處于極端高的水平。專利申請指標(biāo)(Patents/IPatents/NIPatents)的標(biāo)準(zhǔn)差均較大，表明企業(yè)專利申請數(shù)量差異較大，部分企業(yè)的創(chuàng)新產(chǎn)出水平較高。上述主要變量描述性統(tǒng)計與魏志華等(2019)、權(quán)小鋒等(2017)等的研究基本接近，其他變量的描述性統(tǒng)計也與現(xiàn)有文獻(xiàn)較為接近，均在合理范圍之內(nèi)。

表2 變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果

表3報告了超額商譽(yù)與創(chuàng)新投入與產(chǎn)出系列變量之間的相關(guān)系數(shù)?？梢钥闯?，超額商譽(yù)與研發(fā)投入在1%水平顯著正相關(guān)，而與創(chuàng)新產(chǎn)出系列指標(biāo)均在1%水平顯著負(fù)相關(guān)。這表明，在不控制其他變量的情況下，超額商譽(yù)會顯著提高(降低)企業(yè)創(chuàng)新投入(產(chǎn)出)水平。

表3 超額商譽(yù)與創(chuàng)新投入與產(chǎn)出的相關(guān)系數(shù)矩陣

表4報告了自變量之間的相關(guān)系數(shù)。盡管個別自變量間相關(guān)系數(shù)顯著，但回歸時檢驗VIF值發(fā)現(xiàn)，模型控制變量VIF值均不超過6，因此主模型不存在嚴(yán)重的多重共線性問題。

表4 解釋變量相關(guān)系數(shù)矩陣

(二)超額商譽(yù)與創(chuàng)新投入

為了考察超額商譽(yù)(GW_excess)對研發(fā)投入(RDratio)的影響程度，本文分別以當(dāng)期、未來1～3期的創(chuàng)新投入(RDratio)作為被解釋變量進(jìn)行回歸，具體回歸結(jié)果見表5。表5列(1)～(4)分別展示了以不同時期的超額商譽(yù)(GW_excess)作為解釋變量的回歸結(jié)果，結(jié)果顯示超額商譽(yù)(GW_excess)的系數(shù)均在1%的水平顯著為正，說明企業(yè)超額商譽(yù)對研發(fā)投入有顯著的正向影響，且這一影響至少持續(xù)至未來三年時間。換言之，代理問題會促使管理層出于私利盲目并購、增加研發(fā)投入；或是管理層的過度自信導(dǎo)致其低估研發(fā)活動的風(fēng)險，高額投資研發(fā)活動，使得超額商譽(yù)與研發(fā)投入之間表現(xiàn)為顯著的正相關(guān)關(guān)系。假說1a得到了檢驗。

表5 超額商譽(yù)與研發(fā)投入

(三)超額商譽(yù)與創(chuàng)新產(chǎn)出

為了考察超額商譽(yù)(GW_excess)對創(chuàng)新產(chǎn)出的影響程度，本文分別以當(dāng)期、未來1～3期的不同類型專利申請數(shù)量作為被解釋變量進(jìn)行回歸。表6～8分別展示了以不同時期、不同類型的專利申請作為被解釋變量的回歸結(jié)果。結(jié)果顯示超額商譽(yù)(GW_excess)的系數(shù)均為負(fù)，且系數(shù)基本在1%的水平顯著，假說2通過了檢驗。說明企業(yè)超額商譽(yù)對創(chuàng)新產(chǎn)出有顯著的負(fù)向影響，且這一影響至少持續(xù)至未來三年時間。

表6 超額商譽(yù)與專利申請總數(shù)

表7 超額商譽(yù)與發(fā)明專利申請數(shù)

五、機(jī)制分析

根據(jù)前文，超額商譽(yù)可能分別通過“代理問題”與“研發(fā)團(tuán)隊”渠道影響創(chuàng)新投入與創(chuàng)新產(chǎn)出。本文分別以并購后企業(yè)未來代理成本與研發(fā)團(tuán)隊相關(guān)因素作為中介變量，采用逐步回歸法，輔之以Sobel檢驗，對超額商譽(yù)與創(chuàng)新投入及產(chǎn)出關(guān)系的內(nèi)在機(jī)制進(jìn)行考察。

(一)超額商譽(yù)對研發(fā)投入的影響機(jī)制——代理成本渠道

基于前文理論分析，超額商譽(yù)對管理層與股東間代理成本的影響是超額商譽(yù)影響研發(fā)投入的重要渠道之一。本文以經(jīng)營費(fèi)用率(Agency)衡量企業(yè)管理層與股東之間的代理成本，具體定義為管理費(fèi)用與銷售費(fèi)用之和占營業(yè)總收入的比重。企業(yè)經(jīng)營費(fèi)用率越高，說明股東與管理層之間的代理成本越大。本文以經(jīng)營費(fèi)用率(Agency)作為中介變量，在前文的基礎(chǔ)上，進(jìn)一步構(gòu)造如下中介效應(yīng)模型：

Agencyi,t+n=β0+β1GW_excessi,t+∑Controlsi,t+δi,t

(4)

RDratioi,t+n=χ0+χ1GW_excessi,t+χ2Agencyi,t+∑Controlsi,t+δi,t

(5)

表9列(1)～(3)報告了模型(4)，即中介變量代理成本(Agency)對核心解釋變量超額商譽(yù)(GW_excess)的回歸結(jié)果。表9列(4)～(6)報告了模型(5)的回歸結(jié)果。

表9 超額商譽(yù)與創(chuàng)新投入：代理問題的中介效應(yīng)檢驗

觀察表9列(1)～(3)發(fā)現(xiàn)，核心解釋變量超額商譽(yù)(GW_excess)的估計系數(shù)在1%的水平顯著為正，這就表明企業(yè)超額商譽(yù)會顯著提升企業(yè)未來的代理成本，這一影響至少持續(xù)三年。從表9列(4)～(6)的回歸結(jié)果可以看出，在模型中納入中介變量(Agency)后，核心解釋變量(GW_excess)的顯著性減弱，而中介變量(Agency)的估計系數(shù)均在1%的水平顯著為正。進(jìn)一步進(jìn)行Sobel檢驗之后發(fā)現(xiàn)，在超額商譽(yù)影響代理成本進(jìn)而增加企業(yè)研發(fā)投入的過程中，Sobel檢驗中的Z統(tǒng)計量為8.61，p值小于1%，故而存在以代理成本(Agency)為中介變量的中介效應(yīng)，該中介效應(yīng)在總效應(yīng)中所占比例為73%。這說明超額商譽(yù)會導(dǎo)致企業(yè)研發(fā)投入的增加，可能的原因是超額商譽(yù)帶來的公司規(guī)模擴(kuò)張、組織冗余加劇了管理層與股東間的信息不對稱，外部與內(nèi)部監(jiān)督機(jī)構(gòu)難以約束管理層行為，導(dǎo)致管理層更樂于使用研發(fā)費(fèi)用進(jìn)行盈余操控，進(jìn)行高額研發(fā)投入。

(二)超額商譽(yù)對創(chuàng)新產(chǎn)出的影響機(jī)制——研發(fā)人員人力資本渠道

基于前文的分析，超額商譽(yù)對人力資本的影響是最終影響企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出的重要渠道之一。本文以企業(yè)研發(fā)團(tuán)隊兩大特征——人員數(shù)量與創(chuàng)新效率作為中介變量，在前文的基礎(chǔ)上，進(jìn)一步構(gòu)造如下中介模型：

RDPersoni,t+n=β0+β1GW_excessi,t+∑Controlsi,t+δi,t

(6)

Inventori,t=β0+β1GW_excessi,t+∑Controlsi,t+δi,t

(7)

Ln Patentsi,t=γ0+γ1GW_excessi,t+γ2RDPerson+∑Controlsi,t+δi,t

(8)

Ln Patentsi,t=λ0+λ1GW_excessi,t+λ2Inventor+∑Controlsi,t+δi,t

(9)

模型(6)～(7)驗證超額商譽(yù)與中介變量——企業(yè)研發(fā)人員數(shù)量及研發(fā)人員創(chuàng)新效率之間的關(guān)系。被解釋變量分別為企業(yè)研發(fā)人員數(shù)量RDPerson和研發(fā)人員創(chuàng)新效率(Inventor/IInventor/NIInventor)。根據(jù)Gao et al.(2020)的研究，研發(fā)人員創(chuàng)新效率定義為(不同類型)專利申請數(shù)量/研發(fā)人員數(shù)量，該值越大，表明單位研發(fā)人員特定類型的專利申請數(shù)量越高，研發(fā)人員的效率越高。

考慮到行業(yè)層面的異質(zhì)性可能對企業(yè)創(chuàng)新有重要影響，本文對這兩個變量作了行業(yè)年度中位數(shù)調(diào)整處理。表10列(1)～(4)報告了模型(6)的回歸結(jié)果，由表可知，以不同時期的超額商譽(yù)(GW_excess)作為解釋變量的回歸系數(shù)均在1%的水平顯著為負(fù)，且這一系數(shù)隨時間流逝而變小。說明超額商譽(yù)與企業(yè)當(dāng)期及未來三年的研發(fā)人員數(shù)量顯著負(fù)相關(guān)，管理層出于“帝國情結(jié)”盲目擴(kuò)張帶來的商譽(yù)泡沫會導(dǎo)致企業(yè)研發(fā)人員流失，使得企業(yè)研發(fā)能力不斷下降。表10列(5)～(7)報告了模型(7)的回歸結(jié)果。由表可知，超額商譽(yù)的回歸系數(shù)均為負(fù)，且當(dāng)被解釋變量為單位研發(fā)人員發(fā)明專利申請數(shù)量時，系數(shù)在5%的水平顯著為負(fù)。而單位研發(fā)人員非發(fā)明專利申請數(shù)量沒有受到超額商譽(yù)的顯著影響，可能是由于實用新型專利和外觀設(shè)計專利所需要的自主創(chuàng)新能力較低，所需的研發(fā)投入也較少，因而產(chǎn)出難度較小。綜上所述，雖然列(7)超額商譽(yù)(GW_excess)的系數(shù)顯著性稍弱，總體結(jié)果依然能說明超額商譽(yù)降低了企業(yè)研發(fā)人員的創(chuàng)新效率。

表10 超額商譽(yù)對研發(fā)團(tuán)隊規(guī)模與產(chǎn)出效率的影響

表11為納入中介變量之后，創(chuàng)新產(chǎn)出對核心解釋變量超額商譽(yù)和中介變量的回歸結(jié)果。出于篇幅限制，加上發(fā)明專利更能突出代表企業(yè)的原發(fā)創(chuàng)新能力，此處僅報告以發(fā)明專利申請數(shù)量(IPatents)作為被解釋變量的回歸結(jié)果。由于研發(fā)人員數(shù)量這一指標(biāo)在數(shù)據(jù)庫中缺失值較多，因此此處檢驗僅保留被解釋變量當(dāng)期以及未來一至二期的數(shù)據(jù)，未來三期的檢驗由于數(shù)據(jù)量過少無法實現(xiàn)。從表11可以看出，中介變量研發(fā)人員數(shù)量(RDPerson)與研發(fā)人員創(chuàng)新效率(IInventor)的回歸系數(shù)在1%的水平顯著且為正，進(jìn)一步進(jìn)行Sobel檢驗之后發(fā)現(xiàn)，在超額商譽(yù)影響研發(fā)團(tuán)隊規(guī)模和效率進(jìn)而降低創(chuàng)新產(chǎn)出的過程中，Sobel檢驗中的Z統(tǒng)計量分別為-5.12和-1.97，p值均小于5%，因此存在以研發(fā)團(tuán)隊規(guī)模和研發(fā)效率為中介變量的中介效應(yīng)，該中介效應(yīng)在總效應(yīng)中所占比例分別為57%和23%，表明研發(fā)團(tuán)隊的規(guī)模與效率在超額商譽(yù)對創(chuàng)新產(chǎn)出的影響中起到了部分中介作用。

表11 超額商譽(yù)與創(chuàng)新產(chǎn)出：研發(fā)團(tuán)隊的中介效應(yīng)檢驗

綜合表9～11的結(jié)果，本文驗證了超額商譽(yù)代表的盲目并購行為給管理層提供了一定的裁員空間，超額商譽(yù)越多的企業(yè)，研發(fā)人員數(shù)量會越少，且研發(fā)人員的創(chuàng)新效率也越低，表明超額商譽(yù)降低了企業(yè)并購后的知識協(xié)同效應(yīng)，對企業(yè)的創(chuàng)新能力造成不利影響。

六、異質(zhì)性分析

上文的分析表明超額商譽(yù)的存在會擴(kuò)大企業(yè)未來創(chuàng)新投入、降低創(chuàng)新產(chǎn)出，這種創(chuàng)新抑制效應(yīng)是因為超額商譽(yù)進(jìn)一步加劇了管理層與股東間代理問題、損害研發(fā)團(tuán)隊創(chuàng)新能力所致。為進(jìn)一步深入挖掘超額商譽(yù)對企業(yè)創(chuàng)新績效的作用機(jī)理，本節(jié)內(nèi)容聚焦考察在不同的因素影響之下，超額商譽(yù)對企業(yè)創(chuàng)新投入與產(chǎn)出的影響是否存在差異。影響因素的考察集中于高管性格特征、高管團(tuán)隊特征、企業(yè)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)以及企業(yè)組織復(fù)雜性。

(一)高管過度自信對超額商譽(yù)與創(chuàng)新投入關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)

為考察高管過度自信是否會影響超額商譽(yù)對創(chuàng)新投入的影響，本文在模型(2)中加入超額商譽(yù)與管理層過度自信的交互項，以研發(fā)投入(RDratio)為被解釋變量進(jìn)行檢驗：

RDratioi,t=β0+β1GW_excessi,t+β2Overconfi,t+β3GW_excess×Overconfi,t+∑Controlsi,t+δi,t

(10)

借鑒姜付秀等(2009)的研究，本文使用高管薪酬的相對比例來衡量管理者過度自信(Overconf)，具體定義為前三位高管的薪酬總額/所有高管的薪酬總額。該值越大，CEO地位越重要，越容易產(chǎn)生過度自信。

表12列(1)報告了相關(guān)的檢驗結(jié)果。由表可知，超額商譽(yù)與管理層過度自信的交互項GW_excess×Overconf系數(shù)在5%的水平顯著為正，這一結(jié)果驗證了上文的分析假說，即在管理層過度自信的情況下，企業(yè)的超額商譽(yù)和研發(fā)投入之間的正向關(guān)系越明顯。

(二)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)對超額商譽(yù)與創(chuàng)新投入關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)

為驗證在不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的企業(yè)中，超額商譽(yù)對創(chuàng)新投入的影響是否有差異，本文在模型(2)中加入超額商譽(yù)與企業(yè)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的交互項，以研發(fā)投入(RDratio)為被解釋變量進(jìn)行檢驗：

RDratioi,t=β0+β1GW_excessi,t+β2SOEi,t+β3GW_excess×SOEi,t+∑Controlsi,t+δi,t

(11)

其中，SOE為企業(yè)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的指示變量，當(dāng)企業(yè)性質(zhì)為國有企業(yè)時，SOE取值為1，否則為0。

表12列(2)報告了相關(guān)的檢驗結(jié)果，超額商譽(yù)與產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的交互項GW_excess×SOE系數(shù)在1%的水平顯著為正，說明相比民營企業(yè)，國有企業(yè)的超額商譽(yù)和研發(fā)投入之間的正向關(guān)系更明顯。這一結(jié)果也從側(cè)面驗證了超額商譽(yù)與研發(fā)投入之間的正向關(guān)系部分來源于企業(yè)的委托代理問題。

表12 過度自信與產(chǎn)權(quán)性質(zhì)對超額商譽(yù)和創(chuàng)新投入關(guān)系的影響

(三)組織復(fù)雜性對超額商譽(yù)與創(chuàng)新產(chǎn)出關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)

本文進(jìn)一步考察組織復(fù)雜性是否會影響超額商譽(yù)與創(chuàng)新產(chǎn)出之間的關(guān)系。由于組織復(fù)雜性沒有統(tǒng)一的衡量指標(biāo)，且極少有上市企業(yè)會披露研發(fā)項目數(shù)量的數(shù)據(jù)，出于數(shù)據(jù)可獲得性，本文以子公司數(shù)量(Subs)來衡量企業(yè)復(fù)雜性，該指標(biāo)的具體計算方法為當(dāng)年度子公司數(shù)量加1后取對數(shù)。本文通過在模型(3)中加入子公司數(shù)量(Subs)與超額商譽(yù)(GW_excess)的交互項來驗證組織復(fù)雜性的調(diào)節(jié)作用：

Ln Patentsi,t=β0+β1GW_excessi,t+β2Subsi,t+β3GW_excess×Subsi,t+∑Controlsi,t+δi,t

(12)

為減輕多重共線性與行業(yè)影響，本文對模型(12)中子公司數(shù)量(Subs)這一變量作行業(yè)年度中位數(shù)的調(diào)整處理。

表13列(1)～(3)報告了異質(zhì)性檢驗的結(jié)果。當(dāng)被解釋變量分別為三種不同類型的專利申請數(shù)量及申請數(shù)總和時，超額商譽(yù)(GW_excess)與子公司數(shù)量(Subs)的交互項GW_excess×Subs的回歸系數(shù)均在1%的水平顯著為負(fù)，說明子公司數(shù)量越多，企業(yè)組織復(fù)雜性越高，超額商譽(yù)與企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出之間的負(fù)向關(guān)系越大，這一結(jié)果符合預(yù)期，且一定程度上驗證了假說2的理論分析。

(四)女性高管比例對超額商譽(yù)與創(chuàng)新產(chǎn)出關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)

為考察上下級溝通、團(tuán)隊協(xié)作等因素是否會影響超額商譽(yù)與創(chuàng)新產(chǎn)出之間的關(guān)系，本文在模型(3)中加入女性高管比例(Female)與超額商譽(yù)(GW_excess)的交乘項：

Ln Patentsi,t=β0+β1GW_excessi,t+β2Femalei,t+β3GW_excess×Femalei,t+∑Controlsi,t+δi,t

(13)

結(jié)果如表13的列(4)～(6)所示，對應(yīng)被解釋變量分別為不同類型的專利申請數(shù)量，GW_excess×Female的系數(shù)均至少在10%的水平顯著為正，表明女性高管可以削弱超額商譽(yù)與創(chuàng)新產(chǎn)出的負(fù)相關(guān)關(guān)系。這一結(jié)果同樣支持了本文假說2的部分理論分析內(nèi)容。

表13 組織復(fù)雜性與女性高管比例對超額商譽(yù)與創(chuàng)新產(chǎn)出關(guān)系的影響

七、穩(wěn)健性測試

(一)內(nèi)生性問題

1.自選擇問題

企業(yè)存在超額商譽(yù)的概率與規(guī)模并非隨機(jī)分布的結(jié)果，而可能與企業(yè)特質(zhì)有關(guān)，因此超額商譽(yù)規(guī)?？赡艽嬖谧赃x擇問題。本文采用傾向得分匹配法來緩解自選擇問題的影響。首先，以企業(yè)超額商譽(yù)是否超過同行業(yè)年度中位數(shù)為標(biāo)準(zhǔn)設(shè)置的0/1啞變量為因變量，采用Logit模型，若企業(yè)超額商譽(yù)大于同行業(yè)年度中位數(shù)，則代表處理組的指示變量Treat取值為1，否則為0。本文選取公司規(guī)模(Size)、盈利能力(ROA)、資產(chǎn)負(fù)債率(Lev)、存貨比重(Inv)、固定資產(chǎn)比重(PPE)、無形資產(chǎn)比重(Intan)、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)(SOE)、公司年齡(Age)、兩職合一(Dual)、成長性(Growth)等作為第一階段回歸模型的控制變量。平衡性檢驗結(jié)果顯示，匹配之后控制變量的均值差異小于5%，t檢驗結(jié)果無法拒絕處理組與控制組無顯著差異的原假設(shè)。然后，采用一對一無放回的最近鄰匹配法得出匹配樣本。限于篇幅，本文僅列示當(dāng)期研發(fā)投入與專利總數(shù)作為因變量的結(jié)果，表14列(1)～(2)展示了針對匹配后的樣本進(jìn)行回歸分析的結(jié)果。實證結(jié)果表明，本文的研究結(jié)論依然穩(wěn)健。

表14 緩解自選擇與樣本選擇偏誤問題

2.樣本選擇偏誤問題

本文進(jìn)一步構(gòu)建Heckman兩階段回歸模型，再次對研究假設(shè)進(jìn)行檢驗。第一步，以企業(yè)超額商譽(yù)是否超過同行業(yè)年度中位數(shù)為標(biāo)準(zhǔn)設(shè)置0/1啞變量為因變量，設(shè)定Probit模型，預(yù)測樣本企業(yè)存在超出同行業(yè)企業(yè)超額商譽(yù)的概率，并利用估計結(jié)果計算逆米爾斯比率(IMR)；第二步，將逆米爾斯比率作為新的控制變量，加入基本回歸模型(2)～(3)。其中，選擇模型除了主回歸的所有變量之外，加入同行業(yè)同年度其他企業(yè)超額商譽(yù)均值作為控制變量。由于篇幅限制，表14列(3)～(4)僅列示以當(dāng)期研發(fā)投入與專利總數(shù)作為因變量的回歸結(jié)果?？梢钥闯?，本文結(jié)論在使用兩階段檢驗?zāi)Ｐ偷那闆r下依然保持穩(wěn)健，且逆米爾斯比率(IMR)的回歸系數(shù)基本顯著，說明本文存在一定的樣本自選擇問題，采用Heckman兩步法的估計結(jié)果是有效的。

3.遺漏變量

(1)控制市場集中度。Haucap et al.(2019)發(fā)現(xiàn)企業(yè)所在行業(yè)的市場競爭激烈程度會影響企業(yè)并購后的創(chuàng)新行為，因此，參考鄭海英等(2014)，在模型(2)～(3)中加入赫芬達(dá)爾指數(shù)作為控制變量以衡量市場集中度。由于赫芬達(dá)爾指數(shù)的計算已經(jīng)考慮了行業(yè)變量，為避免多重共線性，在此檢驗中不再控制行業(yè)變量。表15列(1)～(2)報告了以當(dāng)期研發(fā)投入與專利總數(shù)作為因變量的實證結(jié)果，研究結(jié)論依然穩(wěn)健。

表15 緩解遺漏變量問題

(2)固定效應(yīng)模型。為緩解不可觀測、難以度量、不隨時間變化等一些遺漏變量對模型結(jié)果的影響，本文采用固定效應(yīng)模型重新進(jìn)行檢驗，表15列(3)～(4)報告了這一結(jié)果?？梢钥闯?，在進(jìn)一步控制遺漏變量問題之后，超額商譽(yù)對創(chuàng)新產(chǎn)出依然有顯著負(fù)向影響。針對超額商譽(yù)與創(chuàng)新投入的關(guān)系，本文進(jìn)一步采用LSDV法進(jìn)行檢驗，發(fā)現(xiàn)大多數(shù)個體虛擬變量在統(tǒng)計上并不顯著，因此可以接受“所有個體虛擬變量均為0”的原假設(shè)，可以采用混合回歸法，即本文基準(zhǔn)檢驗中的回歸結(jié)果是可接受的?？偟膩碚f，結(jié)論依然是穩(wěn)健。

(二)更換度量指標(biāo)(1)限于篇幅，本部分回歸結(jié)果未在文中列示。

1.更換創(chuàng)新產(chǎn)出的度量方式

借鑒虞義華等(2018)，本文使用經(jīng)對數(shù)化處理后的企業(yè)當(dāng)年申請專利中最終獲得授權(quán)的數(shù)量作為企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出的代理變量進(jìn)行檢驗，結(jié)果依然穩(wěn)健。此外，新產(chǎn)品銷售收入也常被用來度量創(chuàng)新產(chǎn)出，考慮到數(shù)據(jù)可獲得性，本文使用主營業(yè)務(wù)收入的自然對數(shù)作為創(chuàng)新產(chǎn)出的替代變量(李政 等，2018；蘆鋒 等，2015)，重新檢驗超額商譽(yù)對創(chuàng)新產(chǎn)出的作用，結(jié)果依然穩(wěn)健。

2.更換超額商譽(yù)的度量方式

借鑒Ramanna(2008)對異常商譽(yù)的定義，采用經(jīng)行業(yè)中位數(shù)調(diào)整的商譽(yù)來測度超額商譽(yù)。具體來說，超額商譽(yù)定義為經(jīng)標(biāo)準(zhǔn)化后的企業(yè)期末商譽(yù)賬面金額與該企業(yè)所在行業(yè)當(dāng)年的商譽(yù)中位數(shù)的差額，本文分別使用經(jīng)總資產(chǎn)標(biāo)準(zhǔn)化后的超額商譽(yù)和經(jīng)營業(yè)總收入標(biāo)準(zhǔn)化的超額商譽(yù)作為新的解釋變量進(jìn)行檢驗。檢驗結(jié)果依然穩(wěn)健。

(三)采用Tobit模型回歸方法(2)限于篇幅，本部分回歸結(jié)果未在文中列示。

由于很多企業(yè)的專利申請數(shù)量為0，采用OLS回歸方式可能存在偏差。為此，本文采用Tobit模型重新進(jìn)行了檢驗，結(jié)果顯示與主檢驗結(jié)果沒有差異。

八、研究結(jié)論與政策啟示

(一)研究結(jié)論

基于高溢價并購頻發(fā)的現(xiàn)狀，本文以2007—2017年中國A股上市公司為樣本，實證檢驗了超額商譽(yù)對企業(yè)創(chuàng)新全過程的具體影響及其作用機(jī)制。研究發(fā)現(xiàn)，超額商譽(yù)對企業(yè)創(chuàng)新投入有顯著正面影響，而對創(chuàng)新產(chǎn)出與創(chuàng)新效率有顯著負(fù)面影響，且影響均至少持續(xù)至未來三年。在控制內(nèi)生性問題、重新度量變量等一系列敏感性測試后，上述研究結(jié)論仍然成立。

本文為超額商譽(yù)對創(chuàng)新投入和產(chǎn)出的不同影響提供了可能的解釋，認(rèn)為超額商譽(yù)影響創(chuàng)新投入與創(chuàng)新產(chǎn)出的兩大渠道分別是代理問題與研發(fā)團(tuán)隊特征，最終降低了企業(yè)創(chuàng)新效率。具體來說，一方面超額商譽(yù)帶來的公司規(guī)模擴(kuò)張、組織冗余加劇了管理層與股東間的信息不對稱，外部與內(nèi)部監(jiān)督機(jī)構(gòu)難以約束管理層行為，股東與管理層之間代理成本增加，管理層更可能通過研發(fā)等投資活動進(jìn)行機(jī)會主義行為，造成企業(yè)研發(fā)投入增加；另一方面并購引發(fā)的信息溝通不暢、文化沖突協(xié)調(diào)難等因素導(dǎo)致研究人員流失，研究人員創(chuàng)新效率下降，致使創(chuàng)新產(chǎn)出減少、企業(yè)整體創(chuàng)新效率下降。進(jìn)一步研究發(fā)現(xiàn)，高管過度自信的行為特征和國有企業(yè)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)會增強(qiáng)超額商譽(yù)與創(chuàng)新投入之間的積極關(guān)聯(lián)，超額商譽(yù)帶來的企業(yè)組織復(fù)雜性增加會加劇超額商譽(yù)對創(chuàng)新產(chǎn)出的消極影響，而女性高管則可以緩解兩者之間的負(fù)相關(guān)關(guān)系。

本文探討了超額商譽(yù)與企業(yè)創(chuàng)新投入與專利創(chuàng)新產(chǎn)出的關(guān)系，不足之處在于，創(chuàng)新產(chǎn)出并非只有專利產(chǎn)出，還有新產(chǎn)品銷售收入。但目前上市企業(yè)的年報沒有統(tǒng)一規(guī)范地披露新產(chǎn)品銷售收入這一數(shù)據(jù)，針對收入細(xì)節(jié)的披露通常基于行業(yè)和產(chǎn)品名稱，難以判斷某一產(chǎn)品是否為當(dāng)年度新產(chǎn)品，因此無法考察超額商譽(yù)對新產(chǎn)品銷售收入的影響及其具體作用路徑，這些都有待今后的進(jìn)一步深入研究。

(二)政策啟示

本文的研究結(jié)果表明，高溢價并購形成的超額商譽(yù)不利于企業(yè)創(chuàng)新水平的提高。本文開拓了并購商譽(yù)與企業(yè)創(chuàng)新的交叉研究，將并購形成的商譽(yù)與并購后的企業(yè)創(chuàng)新行為聯(lián)系起來，厘清了超額商譽(yù)影響企業(yè)創(chuàng)新的具體路徑，擴(kuò)展了商譽(yù)經(jīng)濟(jì)后果的研究視角，同時證實了商譽(yù)這一會計信息對企業(yè)未來的創(chuàng)新能力與企業(yè)長期價值有較好的預(yù)測能力。從國家層面來說，政府監(jiān)管機(jī)構(gòu)應(yīng)當(dāng)加強(qiáng)對企業(yè)并購行為的審核，嚴(yán)格對并購商譽(yù)的事前監(jiān)管與事后監(jiān)督，避免企業(yè)隨意確認(rèn)高額商譽(yù)與大額減值，從源頭上遏制超額商譽(yù)帶來的風(fēng)險與不利后果，同時鼓勵企業(yè)專注提升自身的創(chuàng)新性和專業(yè)性，避免一味地“拿來主義”，引導(dǎo)企業(yè)理性并購。從企業(yè)層面來說，企業(yè)應(yīng)根據(jù)自身實際情況，克制欲望，選擇合適的并購對象，追求可持續(xù)發(fā)展，避免盲目擴(kuò)張公司規(guī)模與透支式成長。同時，完善內(nèi)外部公司治理機(jī)制，加強(qiáng)企業(yè)內(nèi)部控制建設(shè)，設(shè)置更加完善的管理層激勵機(jī)制，以降低管理層與股東之間的代理成本。從投資者角度來說，投資者應(yīng)理性看待企業(yè)的并購行為，根據(jù)企業(yè)披露的商譽(yù)信息對企業(yè)未來創(chuàng)新能力和長期價值做出正確地判斷，避免盲目跟風(fēng)進(jìn)行投資決策。