并購商譽對企業(yè)市場價值的影響
——基于A股上市公司的經(jīng)驗證據(jù)

0 引言

企業(yè)價值是指在企業(yè)內(nèi)部擁有或控制的各項資源，在當(dāng)前以及未來所體現(xiàn)出來的經(jīng)濟(jì)以及社會等各個方面的實力的綜合[1]。企業(yè)價值可以被指標(biāo)在一定程度上衡量。如在財務(wù)層面進(jìn)行衡量，通常以資產(chǎn)負(fù)債表所體現(xiàn)出來的賬面價值作為基礎(chǔ)來計量。在超額收益觀下，并購商譽是企業(yè)能力的表現(xiàn)方式之一，其不但能獲得預(yù)期高額收益，還能增加企業(yè)價值，在有效市場假說下，當(dāng)資本市場有效時，企業(yè)市值能夠充分地反映所有可以獲取信息的變化，從而進(jìn)一步反應(yīng)企業(yè)價值[2]。

1 研究假設(shè)與研究設(shè)計

1.1 研究假設(shè)

H1：并購商譽對于企業(yè)的市場價值在長期呈現(xiàn)正相關(guān)。

H2：并購商譽對企業(yè)市場價值的促進(jìn)作用存在滯后效應(yīng)。

H3：并購商譽與企業(yè)市場價值間呈現(xiàn)“U型”關(guān)系。

1.2 研究模型

借鑒馮科、楊威[3]的研究模型，本文以市場業(yè)績作為被解釋變量。市場業(yè)績由托賓Q（c）值（TobinQc）和企業(yè)價值倍數(shù)（EV/EBITDA）來代表企業(yè)的市場業(yè)績。借鑒雷云虹[4]，本文采用標(biāo)準(zhǔn)化處理的商譽（經(jīng)總資產(chǎn)調(diào)整后的商譽）作為解釋變量。借鑒了張新民、祝繼高等[5]的方法，在回歸模型中控制了企業(yè)規(guī)模（Size）、最近一年主營收入增長率（GROWTH）、董事長和總經(jīng)理是否二職合一（same）、第一大股東股權(quán)持股比例（Shrcr1）、第二三大股東持股比例（Shrcr2）、資產(chǎn)負(fù)債率（LEV）和行業(yè)（IND），同時本文還在模型中控制了個體固定效應(yīng)（code）和年份固定效應(yīng)（YEAR）。

本文采用如下回歸模型來研究標(biāo)準(zhǔn)化后的商譽對企業(yè)市場價值的影響：

1.3 樣本選擇

本文以2011-2021年的滬A、深A(yù)以及創(chuàng)業(yè)板的部分上市企業(yè)為研究對象，涵蓋2488家上市公司。本文采用的樣本來自均CSMAR數(shù)據(jù)庫。本文使用了Excel2019軟件對原始短面板數(shù)據(jù)進(jìn)行初步處理，然后使用STATAMP-16軟件對短面板數(shù)據(jù)進(jìn)行了檢驗、回歸等一系列處理。

參考前人研究，對原始短面板數(shù)據(jù)進(jìn)行以下處理[6]：①按照老行業(yè)分類（6類）的分類方式，剔除金融行業(yè)上市企業(yè)樣本；②為控制離群值的影響，對模型部分變量在1%和99%的水平上進(jìn)行了縮尾處理（winsoriztion）；③剔除ST、*ST和科創(chuàng)板樣本。

由于穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)差可以用以修正樣本的組別間的異方差性，聚類標(biāo)準(zhǔn)誤可以允許樣本內(nèi)部存在自相關(guān)性，因此對模型回歸均進(jìn)行了公司維度的聚類處理（CLUSTER）。表1為主要變量定義及說明。

表1 主要變量定義及說明

2 實證分析與結(jié)果

2.1 描述性統(tǒng)計

表2是本文相關(guān)變量的描述性統(tǒng)計。對于被解釋變量，企業(yè)價值倍數(shù)（EV/EBITDA）的均值為30.96，標(biāo)準(zhǔn)差為35.61；企業(yè)市場價值（TobinQc）的均值為2.592，標(biāo)準(zhǔn)差為1.863。根據(jù)最大最小值，得出被解釋變量分布呈左偏性。對于解釋變量，標(biāo)準(zhǔn)化商譽（GW）的均值和標(biāo)準(zhǔn)差分別為0.0232和0.0629，表明商譽分布有偏性。企業(yè)規(guī)模（Size）均值和均方差分別為22.02和1.366。表明企業(yè)規(guī)模分布的右偏性。

表2 描述性統(tǒng)計

2.2 相關(guān)性分析

本文變量的相關(guān)系數(shù)表（pearson）表明，注：標(biāo)準(zhǔn)化商譽（GW）與托賓Q（TobinQc）的相關(guān)系數(shù)為0.037，在1%的水平上顯著；標(biāo)準(zhǔn)化商譽（GW）與企業(yè)價值倍數(shù)（EV/EBITDA）正相關(guān)，支持了本文的假設(shè)3。

變量相關(guān)系數(shù)表（peason）還發(fā)現(xiàn)：①企業(yè)規(guī)模（Size）和企業(yè)主營收入增長率（GROWTH）與標(biāo)準(zhǔn)化商譽（GW）顯著正相關(guān)，經(jīng)總資產(chǎn)調(diào)整后的商譽更高。②資產(chǎn)負(fù)債率（LEV）與標(biāo)準(zhǔn)化商譽（GW）、托賓Q（TobinQc）和企業(yè)價值倍數(shù)（EV/EBITDA）呈顯著負(fù)相關(guān)，說明資產(chǎn)負(fù)債率越低，并購時產(chǎn)生的商譽越多，其企業(yè)的市場價值也越大。

2.3 Hausman檢驗

如表3所示，本文對回歸數(shù)據(jù)進(jìn)行Hausman test。P值=0，則應(yīng)使用固定效應(yīng)模型來對變量進(jìn)行回歸。但是，考慮到一般的Hausman檢驗在組間異方差性和組內(nèi)自相關(guān)情況下失效風(fēng)險問題，對異方差，序列相關(guān)進(jìn)行檢驗，以說明是否需要利用其它方法進(jìn)行判斷。因此對回歸模型進(jìn)行了基于過度識別的Modified wald test和Wooldridge test，進(jìn)一步判斷模型的選擇。

表3 Hausman檢驗

2.4 商譽對企業(yè)市場價值的回歸

Hausman檢驗得出結(jié)論為固定效應(yīng)回歸模型回歸更優(yōu)，且存在異方差和自相關(guān)[7]。因此，為解決一階自相關(guān)和異方差性，本文在所有回歸中采用公司層面聚類穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤（CLUSTER）注的雙向固定效應(yīng)模型對參數(shù)進(jìn)行估計。

表4是標(biāo)準(zhǔn)化商譽對市場業(yè)績影響的回歸結(jié)果。其中，回歸結(jié)果的（1）-（3）為以當(dāng)期托賓Q值（TobinQc）作為被解釋變量對模型進(jìn)行估計。模型（1）為單變量回歸，標(biāo)準(zhǔn)化商譽的回歸系數(shù)為-2.893，在1%的統(tǒng)計性水平上顯著。模型（2）為進(jìn)一步加入標(biāo)準(zhǔn)化商譽的二次項（GW2），回歸結(jié)果顯示一次項系數(shù)和二次項系數(shù)分別為-5.963和10.595，均在1%的統(tǒng)計水平上顯著。模型（3）進(jìn)一步加入其他控制變量，其中標(biāo)準(zhǔn)化商譽一次項系數(shù)為0.190，均不顯著。回歸結(jié)果的（4）-（6）是以托賓Q值的一期滯后量作為被解釋變量。模型（4）以標(biāo)準(zhǔn)化商譽作為解釋變量，標(biāo)準(zhǔn)化商譽的回歸系數(shù)為0.227，并不顯著。模型（5）加入二次項后，標(biāo)準(zhǔn)化商譽一次項系數(shù)和二次項系數(shù)分別為-3.653和13.268。模型（6）中標(biāo)準(zhǔn)化商譽一次項系數(shù)為2.196，前者不顯著，后者在1%的水平上顯著。相關(guān)控制變量對市場價值的影響以結(jié)果（6）為例，規(guī)模較大，且負(fù)債率較高的企業(yè)，其市場價值相對較低；董事長和經(jīng)理人兩職合一的企業(yè)，其市場價值較高；而成長性越高，股權(quán)越集中的企業(yè)，其市場價值相對較高。

表4 雙向固定效應(yīng)回歸

3 研究結(jié)論與建議

3.1 研究結(jié)論

3.1.1 并購商譽對于企業(yè)的市場價值在長期呈現(xiàn)正相關(guān)

企業(yè)并購行為發(fā)生，一般情況下伴隨著并購商譽的產(chǎn)生，并購企業(yè)認(rèn)為被并購企業(yè)擁有并未在報表中列示的異質(zhì)資源，如：市場份額，客戶資源，核心技術(shù)等，這些資源預(yù)期能夠為企業(yè)帶來持續(xù)的經(jīng)濟(jì)利益流入。以此來證明假設(shè)1：并購商譽對企業(yè)市場價值存在長期促進(jìn)作用[8]。

3.1.2 并購商譽對企業(yè)市場價值的促進(jìn)作用存在滯后效應(yīng)

企業(yè)并購對于企業(yè)價值的提升作用并沒有被抵消，由于企業(yè)并購而帶來的商譽主要體現(xiàn)在市場份額、品牌、影響力以及客戶價值，其轉(zhuǎn)化為企業(yè)自身價值且在市場中體現(xiàn)出來的周期較長，因此以當(dāng)年市場價值作為其被解釋變量時，商譽對于企業(yè)價值并沒有顯著的提升作用[9]，而是在隨后幾年中，企業(yè)價值提升，投資者對其估值也提高，商譽帶來的優(yōu)勢逐步表現(xiàn)在企業(yè)市場價值中。以此來證明假設(shè)2：并購商譽對企業(yè)市場價值的促進(jìn)作用存在滯后效應(yīng)。

3.1.3 并購商譽與企業(yè)市場價值間呈現(xiàn)的“U型”關(guān)系

企業(yè)并購活動產(chǎn)生的并購商譽金額對于企業(yè)市場價值來說先是負(fù)相關(guān)關(guān)系，當(dāng)在并購商譽金額大到某一閾值時，企業(yè)并購產(chǎn)生的協(xié)同效應(yīng)更容易被體現(xiàn)在市場價值中，從而使企業(yè)的并購商譽和市場價值呈現(xiàn)“U”型特征[10]。以此來證明假設(shè)3：并購商譽對企業(yè)市場價值呈現(xiàn)“U”型關(guān)系。

3.2 相關(guān)建議

3.2.1 對于市場監(jiān)管部門

在后續(xù)對并購商譽進(jìn)行減值時，由于并購商譽的可操縱性，存在管理層的盈余管理，高商譽企業(yè)通過計提大量的商譽減值，進(jìn)行“業(yè)績大洗澡”，為以后年度進(jìn)行業(yè)績增長作鋪墊。這種盈余管理使得當(dāng)年業(yè)績暴雷，使投資者受到極大的損失[11]。

3.2.2 對于上市公司

在結(jié)論“并購商譽和企業(yè)市場價值呈現(xiàn)倒‘U’型”下，為了保證企業(yè)并購的有效性，上市公司不能只著眼于當(dāng)下而進(jìn)行一些無意義的并購，而是應(yīng)當(dāng)綜合考量，評估被并購企業(yè)會給其帶來何種超額利益，而不是僅僅作為管理層在資本市場嗜血的工具。同時，企業(yè)對并購商譽的后續(xù)處理不規(guī)范等，表現(xiàn)在對減值的隨意性以及目的性，更在一定程度上沖擊企業(yè)業(yè)績。