合并商譽會增加企業的融資約束嗎？

黃蔚 湯湘希

(1.中南財經政法大學會計學院，湖北 武漢 430073；2.中南財經政法大學會計學院/知識產權研究中心，湖北 武漢 430073)

引言

自我國06版《企業會計準則》頒布實施以來，企業并購中形成的商譽，適用《企業會計準則第8號——資產減值》和《企業會計準則第20號——企業合并》，即合并商譽單獨作為一項資產于資產負債表中列報，由于近年來資本市場并購浪潮的興起，我國A股市場由并購產生的合并商譽也隨之跨越式地增長。據Wind數據庫顯示，我國2007年A股上市公司總體商譽余額為386.62億，總體商譽減值額為4.78億，披露商譽減值的公司數量為37家，披露商譽余額的公司數量為564家；到2016年總體商譽余額突破萬億，增至10496.51億，總體商譽減值達到98.89億。披露商譽減值的公司數量也增加到309家，披露商譽余額的公司數量增至1748家，即過半數的A股上市公司的報表中有商譽這項資產，其中又有17.68%的公司計提了商譽減值。2018年，醫療器械行業巨頭邁瑞醫療由于商譽過高，不符合主板IPO的審核標準，而終止主板IPO改為創業板IPO的消息引起了市場的廣泛關注。同樣，2017年12月，營收規模近20億、凈利潤超1億的公司溪地設計，因為“大額商譽無端減值”和“持續盈利能力成疑”在IPO審核中被否。根據《首發管理辦法》，發行人最近一期末無形資產(扣除土地使用權、水面養殖權和采礦權等后)占凈資產的比例不高于20%。過去擬IPO企業的無形資產不超過20%的標準中并未包含商譽的金額，而新一屆發審委上臺后，無形資產與商譽將統一核算，不得超過20%。近年來A股市場頻發的商譽減值問題，已經引起監管部門的重視，早在2017年2月8日，證監會發布關于對政協十二屆全國委員會第四次會議提案《關于加強對并購重組商譽有關審核及披露的監管的提案》的答復，就強調了“加大審核力度，形成監管威懾；強化業績補償監管，引導市場估值回歸”。此次IPO審核口徑的變化又給我們提供一個新的研究視角，即上市公司商譽的賬面價值大小究竟是否會對企業的融資造成影響。

“三元理論”(Eldon.S.Hendriksen，1967)[10]將商譽的本質概括為好感價值論，超額收益論以及總計價賬戶論。其中受到學術界廣泛認同的為超額收益觀(Paton，1922；湯湘希，1995；葛家澍，1996)[17][31][23]，即預期未來收益(或對持產者的現金支付)超過正常報酬的超額利潤的現值。在資本市場中，若投資者認可商譽信息中的超額收益，便能一定程度上反映在企業的估值中，即商譽的預測價值(Boennen and Glaum ，2014)[3]，如此情況下，商譽信息的披露應能夠緩解企業所面臨的外部融資約束。然而，根據現行會計準則下計量的商譽，是一個合并的價差，其中包含了諸多不屬于“核心商譽”(即協同效應和持續經營價值)(FASB, 2001)[8]的信息。加之近年來，我國新一輪并購熱潮的興起，股權支付方式的濫用，以及現行會計準則下商譽后續計量的減值測試法中存在的盈余管理動機(Beatty and Weber, 2006; 陸正華，2010)[1][25]，共同將合并商譽信息中的泡沫含量推向一個高峰，產生了相當程度的高溢價并購商譽。

根據MM理論的完美市場假設，企業內外部的資本可以自由流通，完全替代，公司的投資決策與資本結構不相關。然而由于信息不對稱(Myers and Majluf，1984)[16]以及交易費用的存在，打破了MM理論的完美市場假設，根據優序融資(Pecking Order Theory)，外部融資成本高于內部，使得企業無法獲得最優的外部融資支持，而產生了融資約束。因此，對于我國現行資本市場中披露的商譽價值信息，究竟是減少了信息不對稱，讓投資者了解企業經營中可能獲得的超額收益能力，而緩解企業的融資約束程度，還是由于高溢價價差商譽的存在以及后續減值信息披露不透明而增加了信息不對稱，使得貸款者惜貸，投資者卻步，從而增加了企業面臨的融資約束，提高了企業的融資成本，這正是現今關于商譽會計亟待探究的問題。

本文通過研究上市公司合并商譽賬面價值對于企業融資約束的影響，對于合并商譽的融資角度的經濟后果提供了經驗證據。本文的貢獻如下：豐富了關于商譽的經濟后果研究，完善了現有文獻中商譽對于企業融資約束影響角度的實證研究。其次，本文考慮了機構投資者對合并商譽賬面價值與融資約束關系的調節作用，此前較少有文獻對此進行研究。最后，本文通過對于商譽會計對于企業融資產生的經濟后果為現行商譽會計準則提供了反思的經驗證據以及改進的建議。

理論分析與假設提出

關于合并商譽的經濟后果的研究，主要集中在兩個方面：合并商譽的價值相關性以及合并商譽與企業績效的關系。早期關于商譽與公司的市場價值的實證研究都發現了商譽與公司權益市場價值的顯著正相關關系，市場在對企業估值時候考慮了商譽作為一項資產的貢獻(Jennings, et.al ，1996；Vincent,1998；Godfrey & Koh ，2001)[12][19][6]。對于商譽與企業績效的研究存在不同的結論，一種是認為商譽對于企業績效存在積極影響(Chauvin & Hirschey，1994；Shahwan ，2004)[5][18]，一種是通過事件研究法，對企業并購后的異?；貓筮M行研究，認為只有代表協同效應的核心商譽能夠為企業帶來超額收益(王秀麗，2013)[32]，還有認為商譽對于企業績效的積極影響只存在于當期，而對于企業的長期績效甚至有負面的影響(鄭海英等，2014)[36]。而現有文獻極少有針對合并商譽對于企業融資活動的影響的研究，僅有關于合并商譽對于企業債務資本成本的研究(徐經長等，2017)[35]。因此本文通過研究并購商譽對于企業融資約束的影響完善了現有關于商譽經濟后果的相關文獻。

雖然早期的文獻普遍認為商譽能夠為企業帶來企業價值與績效的積極影響，但現行會計準則下確認的合并商譽是一個并購的價差(購買方的合并成本大于取得被購買方的各項可辯認資產、負債公允價值凈額的差額)。加之現今并購交易中股份支付方式的興起，比現金支付的標的評估增值率顯著更大，驅使了標的定價虛高，同時由于商譽估值中的專業判斷空間較大，容易產生高溢價商譽(傅超等，2015)[21]。而且這部分高估值商譽對企業后續的盈利能力貢獻有限，僅有因協同效應產生的核心商譽能夠對企業績效(王秀麗，2013)[32]和市場價值(Henning,et al，2000)[11]產生積極影響，且僅限于當期，對其后期間的積極作用并不顯著(王秀麗，2014)[33]。此外，不少“三高”案例的并購后業績不達標以及對賭協議的雙重打擊，帶來了A股市場巨額商譽減值“后遺癥”。同樣也由于商譽減值測試中的自由裁量權較大，且減值信息披露不充分，而使得上市公司計提商譽減值存在明顯的“洗大澡”等盈余管理動機(Beatty and Weber,2006; 陸正華，2010)[1][25]。1999年美國財務會計準則委員會(FASB)在其《企業合并與無形資產》的征求意見稿中提出了“核心商譽”(core-goodwill)的概念，并將商譽的構成要素分為以下6種：(1)被收購企業凈資產在收購日的公允價值大于其賬面價值的差額，(2)被收購企業未確認的其他凈資產的公允價值，(3)被收購企業存續業務“持續經營”要素的公允價值，(4)收購企業與被收購企業凈資產和業務結合的預期協同效應的公允價值，(5)由于計量偏誤產生的金額，(6)收購企業溢價或折價支付(負商譽)的金額。綜上，由于現行會計準則下的合并商譽的確認和計量均來自于并購的價差，此種“價差商譽”與“核心商譽”存在較大差異，其中包含了諸多與商譽本質無關的因素，而僅僅只有“核心商譽”部分才能為企業帶來超額收益。且現行準則下關于合并商譽的構成沒有詳細的披露和解析，投資者無法從現行準則下確認的合并商譽價值中準確判斷其代表的收益，因此合并商譽作為一項資產所代表的持續盈利能力存疑。同時由于商譽作為一項虛資產，在企業面臨財務危機時并不能為企業解決流動性緊缺或者債務問題，也并未對企業償債能力做出貢獻。因此我們認為合并商譽的賬面價值越大，越有增加企業與外部投資者之間信息不對稱的傾向，因此也越容易給企業造成融資約束。此外，由于自我國06版《企業會計準則》與國際趨同后，廢止了攤銷法作為商譽的后續計量方法，而僅采用減值測試法。前述已有文獻證實了商譽減值計提中的盈余管理動機。管理層可通過擇機計提或者避免計提減值，以及多提或者少提減值來對企業盈余進行操縱。同時由于現行準則下賦予了商譽的估值以及后續計量較大自由裁量權，且涉及諸多專業判斷，但針對以上商譽的估值及減值測試的信息披露卻嚴重不足，使得商譽的價值及減值成為一個“黑匣子”，更進一步加劇了企業與外部投資者之間的信息不對稱。結合近年來A股市場巨額商譽減值問題的頻發，使得合并商譽有背離其超額收益本質的傾向，逐漸淪落為并購的“價差容器”。因此，對于現今的合并商譽，投資者、債權人與監管部門等外部信息使用者普遍存在較大顧慮，并不認可企業合并商譽作為一項獨立資產的價值，甚至會將其認為是過度支付以及盈余操縱的后果，是企業經營風險以及債務風險的一個因素，從而增加了企業的融資成本。基于上述分析，我們認為合并商譽的賬面價值越大越有有增加企業融資約束的可能，因此，提出本文的第一個假設：

H1：上市公司合并商譽的賬面價值越大越容易增加企業面臨的融資約束風險。

在我國的制度環境下，不同產權性質的上市公司財務行為表現出較大的差異。在我國的制度背景下，首先，相對于非國企，國企擁有更好的內部控制(劉啟亮等，2012)[26]，因此能夠較好抑制盈余管理行為，因此國有企業披露的商譽信息更容易受到投資者的認可；其次，國企相對于非國企更夠獲得更好的資源，如稅收優惠、財政補貼(劉永澤等，2013)[27]、銀行貸款等，且相較于非國企，國企面臨更小的財務和破產風險(孫亮和劉春2010)[30]，國有企業長期以來受到政策扶植，相較于自身積累發展的民營企業，其融資途徑更廣，融資成本較小，更容易獲得外部融資，因此相較于民營企業，國有企業面臨的融資約束普遍較小(葛結根，2017)[24]。更重要的是國企在并購之初由于能夠有相對充足的資金和實力，并購更容易成功，能夠獲得更好的并購協同效應，且由于國企總體規模相對較大，業務范圍較廣，并購之后較少出現業績不達標的現象，因此相對于非國企，國企的并購后續較少出現商譽減值的情況(張麗達和馮均科，2016)[37]?；谏鲜龇治?，本文認為國有企業的產權性質能夠一定程度上緩解上市公司披露合并商譽賬面價值帶來的融資約束程度，據此提出本文的第二個假設：

H2：國有企業的產權性質能夠抑制合并商譽賬面價值對企業帶來的融資約束。

“深口袋”(deep-pockets)理論認為，不同規模的事務所對會計穩健性存在著差異。相對于小規模的事務所而言，大事務所更注重自身的品牌聲譽，因此更偏向于穩健性以避免訴訟風險(Dye, 1993)[7]。已有不少研究證明“非四大”比“四大”審計公司更能容忍盈余管理行為(Becker,DeFond & Jiambalvo ，1998)[2]。因此相較于“非四大”審計的公司，“四大審計”的公司披露的商譽信息質量更好，也更符合會計穩健性。同時由于無形資產等會計信息披露質量的提高(馮晶和徐柏，2017)[22]與穩健性都有助于降低企業面臨的融資約束(錢明等，2016)[29]。因此我們認為審計質量的提高有助于提高商譽信息披露的質量從而能夠起到降低企業由于披露合并商譽賬面價值而帶來的融資約束風險。基于上述分析，提出本文的第三個假設：

H3：四大審計有助于降低上市公司合并商譽賬面價值帶來的融資約束風險。

現有文獻不乏支持機構投資者對于公司治理具有積極作用的觀點，機構投資者(尤其是長期專注型機構投資者)持股比例的增加，有利于提高企業業績的穩定性以及降低企業估值的偏誤(Borochin & Yang，2017)[4]，同時公司越傾向于選擇高質量的外部審計(Kane等，2004)[13]，此外還能抑制管理層的短視行為和盈余管理傾向(Koh，2003)[15]，提高會計信息披露透明度(楊海燕等，2012)[34]，從而會計信息的質量越好，融資成本更低。因此我們認為，機構投資者持股比例的增加有利于提高企業會計信息披露的質量，降低企業合并商譽中的估值偏誤，也從而能夠緩解企業披露巨額合并商譽而引起的融資約束。基于上述分析提出本文的第四個假設：

H4：機構投資者持股比例的增加有助于緩解上市公司合并商譽賬面價值帶來的融資約束。

研究設計與變量選擇

一、融資約束的度量

早期對于公司融資約束的度量主要采用公司規模、年齡、分紅率、利息保障倍數等指標進行分組(Fazzari et al.,1988；連玉君等，2010)[9][28]判別公司的融資約束程度。Kaplan and Zingales(1997)[14]對單一指標分組提出質疑，并采用了多個財務指標度量企業的融資約束，即KZ指數。此后，對于融資約束的度量多采用了構建綜合指數的方法(Whited & Wu,2006; ；張金鑫和王逸，2013)[20][38]。本文借鑒了以往學者的研究(Kaplan and Zingales，1997；張金鑫和王逸，2013；錢明等，2016)[14][38][29]，首先，采用公司規模和上市時間以及現金股利支付率三個指標經過無量鋼化處理后所得平均值對公司進行年度內排序，以上下三分位點作為融資約束分界點，高于67%分位的公司定義為低融資約束組(FC=0)，低于33%分位的定義為融資約束組(FC=1)構造融資約束虛擬變量，然后選取經營活動現金流量比、長期負債率、托賓Q、現金股利支付率以及現金持有比例五個指標將其與FC做logit回歸，利用回歸系數擬合每個公司每一年的P(FC=1)值，P值越接近1代表公司面臨的融資約束越大:

二、主要解釋變量及控制變量

對于合并商譽的度量我們采用上市公司年末資產負債表商譽凈額除以期末總資產標準化后的商譽GW_A。此外參考張金鑫和王逸(2013)[38]、錢明等(2016)[29]的研究，我們控制了公司業績(ROA)、債務契約(Debt)、管理層特征(CEOchg、Duality)、股權集中度(Largest、Largest2-5)、賬面市值比(MTB)、無形資產比重(IntAssets)、規模(Size)、上市年限(Age)、年份(Year)、行業(Ind)等變量。

三、回歸模型構建

構建回歸模型(3)～(6)如下：

表1 主要變量說明

樣本選擇及描述性統計

本文以2007～2016年A股上市公司為樣本，數據均來自wind數據庫。選取披露了合并商譽的公司，刪除缺失值，剔除金融行業及ST*類上市公司，為消除極端值影響，本文對所有變量進行上下1%分位縮尾(Winsorize)處理，最終得到9155個觀測值。主要變量的描述性統計分析如表2。

從表2可知，融資約束的均值為0.490，中位數為0.429，被解釋變量的計算結果較為合理，總體分布較為均衡。解釋變量標準化合并商譽均值為0.035，即披露商譽的企業中，合并商譽占總資產比重的平均值為0.035，最大值為0.842，近年來，商譽在企業資產中所占比重不斷攀升，甚至出現不少公司商譽占總資產比重過半的情況，相較與無形資產比重的均值0.067，合并商譽的問題已經足以引起重視。ROA均值為0.0607，方差較小，分布合理，Debt均值為0.450，Age均值為3.296，樣本上市公司較為“年輕”，融資約束是我國企業普遍面臨的問題。下文將通過回歸結果分析對商譽與融資約束的關系作進一步解釋。

表2 樣本描述性統計分析

實證結果與分析

從表3回歸結果可知，我國上市公司所披露的合并商譽賬面價值與企業的融資約束顯著地正相關，因此，合并商譽的賬面價值一定程度上增加了企業所面臨的融資約束程度，支持了本文的假設1。然而這與早期文獻對商譽的本質定義并不相符，因此，我們應該對現今商譽會計準則作出審視。現行的準則確認及后續計量的方法，并未很好的體現商譽的超額收益本質，與其經濟實質產生了偏差，現今資本市場中所披露計量的合并商譽的價值并未獲得投資者的認可，相反，大額商譽賬面價值的存在使得部分企業在獲取外部融資時面臨質疑。我們認為產生這樣結果的原因如前所述，第一是因為現行商譽會計準則下的合并商譽的確認是并購的價差，偏離超額收益實質，加上近年來并購潮以及股權支付方式的運用，使得商譽容易被高估，從而使得投資者對于合并商譽代表的價值產生疑慮。此外由于現行商譽后續計量方式賦予管理層較大自由裁量權，使得合并商譽減值容易被操控，且上市公司年報對于合并商譽減值的信息披露極為不充分。因此，現行準則下的合并商譽信息不僅沒有緩解信息不對稱等原因引起的融資約束，相反還增加了其融資難度。此外，從表3還可知，國企產權性質對于合并商譽賬面價值對企業融資約束加劇的關系起到緩解作用，國有企業由于其政治關聯以及政策支持，相較于非國有企業更容易獲得外部融資，除此之外，國有企業相較于非國有企業更少具有盈余管理動機，所披露的合并商譽價值信息質量更好，且國企經營領域行業集中度較高，更利于并購后業務整合產生協同效應，后續業績更具保障。因此國有企業產權性質對合并商譽賬面價值與企業融資約束關系的調節作用也支持了本文的假設2。同樣從表3可知，四大審計對于合并商譽賬面價值對融資約束增加也起到了顯著的抑制作用。由于四大審計會計信息更具有穩健性，能夠降低合并商譽出現過高估值的概率，且審計質量的提高有助于抑制商譽減值中的盈余管理動機。因此聘請四大審計的企業所披露的合并商譽價值較為被投資者認可，從而對于其對融資約束的加劇情形能起到一定程度的抑制作用，這與本文假設3相符。但是從表3可知，機構投資者對于上市公司合并商譽對企業融資約束加劇關系的調節作用并不顯著。我們認為這可能是由于本文未能區分長期型、專注型機構投資者與短期投資者而使得其結果沒有很好體現各種類型投資者對商譽與融資約束關系的作用。

為了進一步檢驗合并商譽對于企業融資約束的影響，我們將因變量擴展至其后一期(FCt+1)以考察合并商譽對于企業后續一期產生的融資約束的關系。

從表4可知，合并商譽賬面價值對于企業滯后一期的融資約束仍然具有顯著的加劇作用?？梢姡喜⑸套u的賬面價值對于企業后續的融資確實造成了一定的困擾。同時，國企產權性質對于合并商譽賬面價值與融資約束關系的抑制作用更為顯著，但四大審計卻不再具有調節作用。我們認為這主要是因為二者調節的作用不同，國企產權性質主要是通過增強企業合并后的業務整合產生更多的協同效應以及國企本身的融資優勢來抑制商譽對于企業融資造成的負面影響，這種調節作用更為長遠。而四大審計主要是通過提高合并商譽會計信息質量，減少合并商譽被盈余操縱過高估值的角度來作用于二者的關系，而合并商譽一旦確定之后，后續并不再攤銷，因此這種調節作用是即時的，主要調節合并商譽賬面價值與當期融資約束的負面影響。

穩健性檢驗

本文對于融資約束的度量指標選取主要借鑒了Kaplan and Zingales(1997)[14]，然而此類指標具有一定內生性，因此我們借鑒Whited &Wu(2006)[20]利用GMM方法構造的WW指數，選取現金流量比、股利支付率、長期負債率、總資產自然對數、營業收入以及行業營業增長率重新通過logit回歸構造FCww指數作為企業外部融資約束的代理變量再次進行回歸。

表4 合并商譽與滯后一期融資約束回歸結果

表5 穩健性檢驗——替換因變量

回歸結果如表5所示，替換因變量融資約束的度量方式后，回歸結果并未與原方程產生本質上的差異，上市公司合并商譽仍然對企業融資約束程度具有顯著的加劇作用。同樣國有企業的產權性質與四大審計同樣對于商譽增加企業融資約束的關系具有顯著的抑制作用。但是盡管WW指數采用了總資產對數和行業營業收入增率等相對外生的變量作為其度量指標，由于樣本僅選擇了披露了合并商譽的企業，而融資約束無論是否披露商譽對我國的上市公司來說都是普遍存在的，因此為了解決樣本選擇偏誤，我們采用傾向得分匹配法(PSM)，選取企業規模及資產負債率對披露商譽和未披露商譽的企業進行一對一鄰近樣本配對，成功匹配了5607個樣本觀測值，再次回歸檢驗合并商譽賬面價值對融資約束的影響。此外我們采用了工具變量法，對度量指標以及遺漏變量等內生性問題進行處理。由于商譽信息會顯著受到同行業商譽估值的影響，具有顯著的同行效應(傅超等，2015)[21]，然而每一個企業所面臨的個體的融資約束較少受到行業均值的影響，同時借鑒徐經長等(2017)[35]的研究，本文采用合并商譽的行業均值作為工具變量，對原方程進行兩階段最小二乘估計。上述二者回歸結果如表6、表7所示。

由表6、表7可知，在進行了樣本配對以及使用外生工具變量后，合并商譽的賬面價值仍然與企業的融資約束具有顯著的正相關關系，即合并商譽的價值增加了企業的融資約束。同時四大審計仍然具對二者關系具有顯著的負向調節作用，但是，國有企業產權性質在考慮了規模和資產負債率樣本配對后以及行業均值的工具變量交互項中并未得到顯著的結果，這可能與產權性質對融資約束的調節作用很大程度上依賴于國企本身的規模效應所致。但從整體上來看，穩健性與內生性的檢驗都與原回歸保持基本一致，即合并商譽的賬面價值確實增加了企業面臨的融資約束程度。

表6 穩健性檢驗——性檢驗樣本配對法

結論及政策建議

一、研究結論

本文通過對A股上市公司2007～2016年披露的合并商譽對企業融資約束的關系進行研究，得出以下結論：

1. 現行準則下上市公司所披露的合并商譽的賬面價值不但沒有緩解企業所面臨的外部融資約束，反而加劇了企業的融資約束程度。由此可知現行商譽會計準則下確認的合并商譽價值并未如預期般緩解資本市場的信息不對稱，相反由于其估值中的泡沫因素以及后續計量中可能存在的盈余管理動機而增加了企業與投資者的信息不對稱，對上市公司獲取外部融資產生了不利影響。

2. 國有企業產權以及四大審計能夠對合并商譽賬面價值增加企業融資約束的關系起到一定程度的抑制作用，但二者的調節作用有所區別，產權性質的調節作用期間更為長遠，而四大審計的調節作用相對較短，更多的是對當期產生的融資約束具有緩解作用。

表7 內生性檢驗——工具變量法兩階段最小二乘回歸

3. 合并商譽只有核心部分，即因協同效應產生的商譽能夠對企業產生一定程度的正面影響，而由于估值或誤差等因素產生的合并商譽對于企業后續的業績表現以及融資活動是不利的。

二、政策建議

通過本文上述分析可知，對于當前資本市場上市公司急于采用并購作為外延式增長方式應該予以謹慎對待，并購后產生的巨額合并商譽對于企業的后續盈利貢獻是有限的，甚至會對企業再融資帶來負面的影響。因此對于合并商譽帶來的泡沫問題，本文建議：

1. 監管部門應該加強對于并購活動的審核規范，尤其對于無形資產占公司比重較大的“輕型”企業，以及商譽減值的“重災區”創業板公司更應加強風險管控，防止出現過高商譽損害投資者利益。

2. 更重要的是從準則的層面出發，重新審視現行合并商譽會計準則中存在的問題，尤其是對于合并商譽的確認和后續減值中賦予企業的較大自由裁量權的改進，建立更為合理的商譽估值規范以及更為客觀的后續減值測試模型。

3. 由于不少研究已經證實現今合并商譽對于企業的績效的積極影響并非如理論預期的持久，所以將巨額的商譽保留賬面容易引起公司估值的誤差，因此也應慎重考慮是否應重新引入攤銷的方式，以更為穩健的攤銷方式來逐漸將并購中由于過高估值產生的對企業無益的“價差商譽”去泡沫化。而且本文認為重新考慮引入攤銷的方式作為后續計量方法使得企業獲得商譽需考慮后續產生的攤銷費用，也有利于對現今上市公司利用并購盲目擴張或者利用合并商譽虛增企業價值起到一定的抑制作用，能夠一定程度上避免企業利用商譽做高企業估值后，又利用巨額減值操縱利潤而引起上市公司業績大幅波動。

綜上，本文的研究說明利用合并商譽作為業績“調節閥”除了可能犧牲企業后續業績，還會使得企業面臨更為困難的融資約束，可見投資者并不為巨額商譽“買賬”，商譽的確認和計量都應遵循穩健性原則。