并购商誉对企业经营绩效的影响研究——基于环境规制的调节效应

邝嫦娥 尉文会 胡 娟

(湖南科技大学 商学院，湖南 湘潭 411100)

一、引言

随着我国市场化程度的提高，市场竞争日趋激烈，再加上国际资本和部分企业的介入，上市企业面临巨大的挑战，导致很多企业通过并购的方式来化解财务危机，进而获取盈利，在企业财务报告中确认并购商誉的情况也愈发增加，并购事件越来越多。根据Wind数据库显示，截至2018年三季报，A股3573家上市公司中，超过2000家公司存在商誉。截至2018年底，商誉总额达到1.32万亿元，2010年年底商誉总额为942.92亿元，环比增长1.23万亿元。其中商誉占净资产比重为4.72%，2010年年底商誉占净资产比重为1.48%，环比增加3.24%，占比持续增长。由于企业会计准则不承认自创商誉的计量属性，因此我国上市公司产生的基本是并购商誉。然而，在并购企业数量日益增多以及并购商誉逐渐递增的情况下，企业的经营绩效会发生怎样的变化，能否给企业带来超额业绩回报？是否会通过其他因素共同影响企业的经营绩效？

以往学者主要是从商誉的确认以及商誉产生的经济后果两个方面展开研究。商誉的确认方面，部分学者认为商誉是企业获取超额盈利的表现，应当确认为企业的一项资产(Walker，1953[1]；杜兴强等，2011[2])。商誉产生的经济后果方面，Chalmer等(2011)[3]检验了商誉减值是否会影响企业的经济属性；吕忠宏和范思萌(2016)[4]基于创业板上市公司产生并购行为的相关数据，研究发现并购商誉与企业经营绩效之间显著正相关，即并购商誉有利于提升企业的经营绩效；黄蔚和汤湘希(2019)[5]同样指出，确定的并购商誉与企业经营业绩之间显著正相关，有利于经营绩效的提升，但与长期经营绩效显著负相关，不利于企业长期绩效的提升；郑海英等(2014)[6]研究发现，较高的并购商誉能提升企业经营业绩，未来会降低企业的经营业绩。

关于并购商誉与企业经营绩效之间调节效应的研究，部分学者从市场竞争地位[7]等因素对此进行了阐述，但引入环境规制的研究相对较少。本文从环境规制角度探究并购商誉对企业经营绩效的具体影响，创新之处在于：第一，从环境规制角度出发，探究并购商誉对企业经营绩效的影响，拓展了研究视角；第二，按企业性质进行划分，比较了不同企业性质下环境规制的调节效应产生的差异，进一步深化了研究内容；第三，通过研究环境规制、并购商誉与企业经营绩效之间的影响，丰富了企业经营的相关理论，同时也为企业并购政策的制定提供了参考。

二、理论分析与研究假设

1. 并购商誉与企业经营绩效

根据财政部颁布的《企业会计准则第20号——企业合并》应用指南第十三条，对商誉的定义为“非同一控制下企业合并中购买方对合并成本大于合并中取得的被购买方可辨认净资产公允价值份额的差额，应当确认为商誉。”总的来看，商誉是一项综合投入，如科研投入、企业管理制度投入、员工培训投入等，这些投入在未来能转化为企业的发展能力，同时能够促进企业在未来取得超过同行业平均水平的收益，是企业获取超额收益能力的体现。郑海英等(2014)[6]研究发现，并购商誉有利于提升企业和未来两期的经营业绩。根据协同效应理论，并购能够优化企业的资源配置，发挥规模经济的效应，减少企业的单位产品成本，减少不必要的支出，从而有利于提高企业的经营绩效。而且，企业的品牌越强，商誉越能够提高企业的盈利能力，短暂的商誉减值不会影响到企业的经营绩效。但是并购代理理论认为，在并购活动中，管理者往往从自身利益出发，扩大企业规模，忽视企业的实际投资收益率，导致资产、商誉面临减值风险，进而导致企业的经营绩效下降。由于我国资本市场管理体系尚不完善，无法对企业的公允价值进行准确评估，尤其是非上市企业的资产状况难以评估，很多非上市企业通过并购借助上市企业实现借壳上市，导致并购溢价过高、部分企业业绩承诺无法实现，后期面临业绩大变脸的风险，张开军和史开瑕(2020)[7]指出，并购商誉降低了企业的经营业绩。因此，基于上述分析，提出以下假设：

假设1：并购商誉与企业经营绩效之间呈显著负相关关系。

2. 环境规制的调节作用

合法性理论指出，企业的一切经营活动都要符合法规的要求，都要受到社会合法性的约束。环境规制起初是以政府为主体，为保护环境颁布的各种法律法规。后来人们意识到一些税收、补贴政策也能起到保护环境的目的，环境规制延伸为以政府为主体，为保护环境、资源的合理利用以及对企业环境行为进行约束的一种环境政策。企业在环境规制的约束下，必须遵循环境法规政策，从而达到合法性的要求。随着一系列法规力度的增强，企业的环境规制压力逐步增加，特别是一些污染型企业，环保投入会挤占企业的生产经营投入，影响企业的经营绩效。颉茂华等(2014)[8]研究发现，在R&D不变的情况下，环境规制对企业的经营绩效具有负面影响，降低了企业的经营绩效。同时根据传统经济学理论，环境规制会增加企业环境方面的成本，削弱企业的生产效率，降低企业的经营绩效。但也有部分学者持不同观点，Rogge(2011)[9]指出，考虑到环境规制背景下经营成本的增加，部分企业会通过调整产业结构、优化升级生产流程、采用环保材料等创新形式调整企业的日常经营行为，以此来抵消环境规制带来的经营成本压力。余伟等(2017)[10]发现，对于污染型企业，环境规制引起的技术创新有利于提升企业的经营绩效。也有部分企业将环境成本考虑在日常生产经营活动中，通过环境优化带来的可持续发展获取长期的经济增长，一方面有利于企业实现利益最大化，另一方面能够提升企业的良好形象。根据“波特假说”理论，严格而适当的环境规制不仅不会增加企业的生产成本，反而迫使企业通过技术创新达到环境规制标准，提高企业市场竞争力和盈利能力，从而在严格而适当的环境规制下提高企业的经营绩效和自主创新能力。因此，提出以下假设：

假设2：环境规制削弱了并购商誉与企业经营绩效的负相关程度。

图1 研究框架图

三、研究设计

1. 样本选择与数据来源

选取2010—2018年沪深A股制造业含有并购商誉的上市企业作为研究对象。为了保证数据的有效性和准确性，剔除研究期间所有ST、PT、含有异常值以及财务指标数据不全的企业，共筛选出181家制造业上市企业，共计1629个观测样本值。相关财务数据主要来源于国泰安数据库和Wind数据库，其余变量数据来源于《中国城市统计年鉴》，部分缺失数据通过上市公司年报、企业社会责任报告手工搜集以及采用插值法进行填补。同时运用Winsorize对连续型变量进行99%分位缩尾处理，避免异常值对研究结论的稳健性影响。

2. 变量设计

(1)被解释变量

一般用总资产报酬率(ROA)、净资产收益率(ROE)和市场价值来衡量企业的经营业绩，借鉴傅超等( 2016)[11]的研究，用总资产报酬率(ROA)作为主要被解释变量，即用公司净利润除以总资产来衡量。市场价值一般从会计指标和市场指标两方面来衡量，但由于会计指标不能全面衡量企业的全部资产价值，借鉴田丽丽(2018)[12]等研究，市场价值采用市场指标中的公司TobinQ值来衡量，是公司市场价值与其资产重置成本的比率，该比率越高，表明企业的市场价值越高。

(2)解释变量

以往的学者一般会对商誉进行标准化处理，如对商誉取自然对数、用商誉占总资产的比重等来将商誉标准化。本文借鉴郑海英等(2014)[6]的研究，用商誉净额与总资产的比值来定义并购商誉，比值越高说明企业财务报告中确定的并购商誉越高。以往的学者用“三废”指标、GDP/Energy来衡量企业的环境规制强度，但是这两项指标一般适用于重污染行业，并不适用于制造业，本文采用建成区绿化覆盖率、污水集中处理率、生活垃圾无害化处理率四个指标，运用熵权法综合衡量环境规制水平，该指标越高环境规制越强，用并购商誉与环境规制的交互项(Goodwill*ER)来探究环境规制的调节作用。

(3)控制变量

根据以往的研究，为了更好地控制内生性问题，对各变量之间的关系进行解释，加入以下控制变量：首先，一般公司财务特征会影响企业的财务业绩和市场业绩，因此本文加入了企业规模(Size)、财务杠杆(Lev)、营运能力(Turnover)、企业成长机会(Growth)作为控制变量。其次，公司的企业性质、治理机制也会影响企业的经营业绩，本文控制了第一大股东持股比例(Bighold)、企业性质(Soe)。最后，控制了所在地区的GDP增长率，用于反映企业所在地区宏观经济影响因素。此外，本文还控制了年度和行业固定效应。

相关变量的定义、名称与说明如表1所示：

表1 相关变量及说明

3. 模型设定

为进一步对以上假设进行验证，构建了面板回归模型(1)来检验并购商誉对企业经营绩效的影响，企业经营绩效为被解释变量，并购商誉为解释变量；模型(2)用于验证并购商誉与环境规制产生的交互项对企业经营绩效的影响，企业经营绩效为被解释变量，并购商誉与环境规制的交叉项为解释变量。

Perforance=α0+α1Goodwill+∑α2Controls+∑Industry+∑Year+ε

(1)

Perforance=α0+α1Goodwill+α2Goodwill×ER+α3ER+∑α4Controls+∑Industry+∑Year+ε

(2)

其中，ER表示环境规制，Performance表示企业经营绩效，用ROA表示，同时用TobinQ定义市场价值，Goodwill*ER表示并购商誉与环境规制的交互项，如果并购商誉与环境规制对企业经营绩效有共同影响，则该交互项系数应该具有显著性。∑Industry表示企业所处的行业效应，∑Year表示企业所处的年度效应，ε表示随机干扰项。∑Controls表示控制变量，包括企业规模(LnSize)、财务杠杆(Lev)、企业成长机会(Growth)、营运能力(Turnover)、第一大股东持股比例(Bighold)、地区GDP增长率(Gdprate)、企业性质(Soe)。

四、实证结果及分析

1. 描述性统计

从表2描述性统计结果来看，总资产报酬率(ROA)均值为0.0810，最小值为-0.0531，最大值为0.2880，四分之三分位数为0.1100，表明不同企业之间经营业绩相差较大；企业市场价值(TobinQ)的均值为2.1770，四分之三分位数为2.5010，表明样本企业价值表现较好，最小值为0.9130，最大值为8.3070，表明不同企业之间市场价值差距较大，与股市中的表现相一致；并购商誉(Goodwill)均值为0.0206，最小值为0，最大值为0.2500，四分之三分位数为0.0166，说明并购商誉已成为企业普遍存在的一种资产形式，同时不同企业之间并购商誉存在较大差距且多数企业的商誉净额占比相对较低；环境规制(ER)最小值为0.0136，最大值为0.5830，四分之三分位数为0.5550，说明不同企业之间环境规制强度存在较大差距；样本企业营运能力均值为29.0800，表明样本企业营运能力较好，能正常运转并产生盈利。其他各变量比较稳定，无明显差异。

表2 变量的描述性统计结果

2. 相关性分析

由表3相关性结果可知，并购商誉(Goodwill)与托宾Q值(TobinQ)相关系数为0.212，在1%的显著性水平上呈正相关，说明并购商誉水平可以直接影响到企业的市场价值；并购商誉(Goodwill)与总资产报酬率(ROA)相关系数为0.022，虽然没有达到10%的显著性水平，但初步证明了正向传递效应的存在，说明并购商誉的水平有利于提升企业的经营业绩。环境规制(ER)与总资产报酬率(ROA)相关系数为-0.047，在10%的显著性水平上呈负相关，说明环境规制在一定程度上会抑制企业经营绩效的提升；在控制变量中，营运能力(Turnover)、第一大股东持股比例(Bighold)、企业成长机会(Growth)与总资产报酬率(ROA)在1%的显著性水平上正相关，被解释变量与解释变量之间均存在显著相关性，验证了前面假设的合理性。从相关系数绝对值来看，最大值为0.555，有效规避了各变量之间存在的严重多重共线性问题。

表3 变量的相关性分析

3. 回归分析

(1)环境规制作用下并购商誉对企业经营绩效的影响

表4列示了在环境规制的调节效应下，并购商誉与企业经营绩效关系的双向固定效应回归结果。模型(1)、模型(2)用总资产报酬率(ROA)代表企业的短期经营绩效，模型(3)、模型(4)用托宾Q值(TobinQ)表示企业的市场价值，代表长期经营绩效。模型(1)(3)检验了并购商誉对企业经营绩效的直接影响，模型(2)(4)检验了在环境规制的作用下并购商誉对企业经营绩效的间接影响。从第(1)列回归结果可以看出并购商誉(Goodwill)与总资产报酬率(ROA)之间回归系数为-0.0934，在1%的水平上显著负相关，表明并购商誉越高，越不利于企业经营绩效的提升，对假设1进行了验证。但该结果与传统意义上商誉的认识不相符，一般认为商誉是指能在未来期间为企业经营带来超额利润的潜在经济价值，或一家企业预期的获利能力超过可辨认资产正常获得能力的资本化价值。我国入账的商誉指的是并购过程中产生的并购商誉，适当地确认并购商誉能够提升企业的经营业绩，但如果过度追求并购商誉而支付过高的溢价可能会面临业绩大变脸、商誉减值等风险，进而导致企业经营绩效下降。并购商誉与环境规制交互项(Goodwill*ER)与总资产报酬率(ROA)回归系数在1%的水平上显著为正，表明在环境规制的作用下，削弱了并购商誉与企业经营绩效的负相关影响，促进了企业经营绩效的提升。第(3)列可以看出，并购商誉(Goodwill)与托宾Q值(TobinQ)之间回归系数为7.6523，在1%的水平上显著正相关,表明有正商誉的企业具有良好的盈利能力，会提高企业的股票价值，投资者会争相购买具有正商誉价值企业的股票，促使股价上涨。因此，企业并购商誉水平越高，企业市场价值越大。同时说明了并购商誉不仅对经营绩效有影响，对长期经营绩效也存在显著影响。从第(2)列、第(4)列回归结果可以看出，环境规制(ER)的回归系数分别为-0.0227、-0.1053，虽然没有达到显著性水平，但也表明了环境规制对企业的经营绩效、市场价值具有一定的抑制作用，与上文相关性分析结果一致。从长短期经营绩效来看，长期经营绩效的绝对值高于短期经营绩效的绝对值，表明并购商誉对长期经营绩效的效果更显著。财务杠杆(Lev)与企业经营绩效回归系数在1%的水平上显著为负，说明企业的资产负债率越高，企业的财务风险相对增加，企业经营绩效随之降低；成长能力(Growth)与企业经营绩效回归系数在1%的水平上显著为正，说明企业的成长能力越强，市场发展前景越好，有利于提高企业的经营绩效；营运能力(Turnover)与总资产报酬率(ROA)回归系数在5%的水平上显著为正，说明企业的营运能力越强，资产的变现能力越好，资不抵债的可能性越小，进而有利于提高企业的经营绩效。

表4 并购商誉、环境规制与企业经营绩效面板回归结果

(2)不同企业性质下并购商誉对企业经营绩效的影响

为进一步研究并购商誉对企业经营绩效的影响，本部分选取国企、民企作为研究对象，探究不同企业性质下并购商誉与环境规制交互项对企业经营绩效及市场价值的影响差异。从表5中可以看出，对于企业短期经营绩效而言，国企样本并购商誉(Goodwill)与总资产报酬率(ROA)回归系数在10%的水平上显著为负，环境规制(ER)与总资产报酬率(ROA)回归系数在1%的水平上显著为负，并购商誉与环境规制交互项(Goodwill*ER)与总资产报酬率(ROA)回归系数为3.0268，在10%的水平上显著为正；民企样本并购商誉(Goodwill)与总资产报酬率(ROA)回归系数在1%的水平上显著为负，环境规制(ER)与总资产报酬率(ROA)回归系数为负但不显著，并购商誉与环境规制交互项(Goodwill*ER)与总资产报酬率(ROA)回归系数为1.8297，在1%的水平上显著为正，绝对值低于国有企业交互项的回归系数，表明并购商誉与企业经营绩效的交互效应在国企更显著。对于企业长期经营绩效而言，国企样本并购商誉(Goodwill)与托宾Q值(TobinQ)回归系数在1%的水平上显著为负，并购商誉与环境规制交互项(Goodwill*ER)与托宾Q值(TobinQ)回归系数为76.1983，在1%的水平上显著为正；民企样本并购商誉(Goodwill)与托宾Q值(TobinQ)回归系数在10%的水平上显著为负，并购商誉与环境规制交互项(Goodwill*ER)与托宾Q值(TobinQ)回归系数为35.1468，绝对值低于国有企业交互项的回归系数，同样表明并购商誉与企业经营绩效的交互效应在国企更显著。综上，在环境规制的作用下，表明不论是国企还是民企，并购商誉均不利于企业长短期经营绩效的提升，并且短期经营绩效的绝对值低于长期经营绩效，说明环境规制对长期经营绩效的影响更加显著。

表5 不同企业性质下并购商誉、环境规制与企业经营绩效面板回归结果

4.稳健性检验

为了使研究结果更加稳健，采用净资产收益率(ROE)、市销率(PB)代替总资产报酬率和长期绩效的替代变量，对上述模型进行稳健性检验，回归结果如表6所示，从第(1)和第(2)列结果可以看出，对于短期经营绩效而言，并购商誉与企业经营绩效之间显著负相关，并购商誉与环境规制的交互项回归系数为正值且都显著，即并购商誉与企业经营绩效的负相关程度随着环境规制强度的增加而降低，受到削弱。从第(3)和第(4)列回归结果可以看出，对长期绩效而言，并购商誉与企业长期经营绩效之间显著正相关，并购商誉与环境规制的交互项系数同样为正且显著，进一步表明随着环境规制强度的增加，并购商誉与企业长期经营绩效的正相关程度越强，有利于提升企业的市场价值，与前文结果保持一致，进而证明了本文的结论具有稳健性。

表6 并购商誉与环境规制对企业经营绩效的稳健性检验

五、结论与启示

本文利用我国2010—2018年沪深A股制造业含有并购商誉的上市企业作为研究对象，通过双向固定效应面板模型，检验了并购商誉与环境规制交互项对企业经营绩效影响的关系效应。研究发现：并购商誉与企业经营绩效显著负相关，并购商誉价值越高，越不利于企业经营绩效的提升；企业并购商誉与环境规制存在显著正向交互效应，在环境规制的作用下，并购商誉越高的企业，并购商誉与企业经营绩效的负相关程度越低，促进了企业经营绩效的提升。相比之下，国企并购商誉与环境规制的正向交互效应更加显著。无论是国企还是民企，并购商誉与企业长短期经营绩效均显著负相关，在环境规制的作用下企业长期经营绩效更加显著。

本文的研究结论对深入了解并购商誉与企业经营绩效的影响、政府市场监管部门政策制定以及市场投资者进行决策有一定的启示作用。面对日益增多的并购事件，很多企业面临因支付高溢价被迫进行商誉减值的风险，因此，为了体现出并购商誉带来的经济价值，第一，完善资本市场，提高并购过程中并购商誉的评估质量，促进资本市场中并购活动的健康发展；第二，加大并购商誉信息披露的监管力度，避免商誉泡沫化以及操纵利益；第三，上市公司要优化资源合理配置，切记盲目追求超额收益而支付高溢价，签订高额对赌协议。