并購商譽會影響企業資產誤定價嗎？

劉嫦 李瑾 趙夢

摘? ?要：本文利用2007—2018年我國A股非金融上市公司數據，實證檢驗了并購商譽對企業資產誤定價的影響。檢驗結果表明，并購商譽與資產誤定價顯著正相關，相比并購商譽中的合理商譽部分，超額商譽與資產誤定價正相關關系更為顯著;進一步分析顯示，后期商譽減值會以加劇股價低估的形式推動資產誤定價;機制檢驗表明，信息不對稱和投資者情緒是并購商譽影響資產誤定價的中介機制;調節效應表明，并購商譽與資產誤定價正相關關系在非“四大”、分析師關注低和機構投資者持股比例低的分組中更加顯著，進而論證了外部審計、分析師關注和機構投資者持股具有積極的治理效應。本文在豐富并購商譽相關研究的同時，也對降低資產誤定價進而提高資本市場資源配置效率具有一定的理論和現實意義。

關鍵詞：并購商譽;資產誤定價;信息不對稱;投資者情緒

中圖分類號：F830? 文獻標識碼：A? 文章編號：1674-2265（2021）10-0003-11

DOI：10.19647/j.cnki.37-1462/f.2021.10.001

一、引言

2008年金融海嘯席卷全球，各大資本市場受到重創，資本市場上股票價格偏離公司內在價值即資產誤定價問題日益嚴重。作為新興加轉軌資本市場，我國上市公司資產誤定價問題更加突出，并已經嚴重影響到資本市場資源配置的有效性，甚至可能引發系統性金融風險。2020年全國兩會期間，穩金融政策如期落地，中央定調要在保證金融運行總體平穩的基礎上，做到“重大金融風險有效防控”。作為金融風險重要誘因的資產誤定價問題，就自然成為我國學者研究的重要話題。

目前，國內外學者主要從外部投資者特征層面的投資者情緒、異質信念與投資者關注（Barberis等，1998;陸靜和周媛，2015;權小鋒和吳世農，2012;周亮，2021）[1-4]，公司外部治理層面的審計師行業專長、分析師評級、機構持股與媒體情緒（游家興和吳靜，2012;王生年等，2018;朱艷艷和聶曉，2017;李倩等，2018）[5-8]，資本市場制度層面的賣空限制和融資融券（Berkman等，2009;李科等，2014）[9，10]以及公司內部層面的信息披露質量、代理沖突、管理層討論與分析語調、現金分紅與研發支出資本化行為（徐壽福和徐龍炳，2015;徐壽福等，2016;王生年和王松鶴，2018;高雅和劉嫦，2020）[11-14]等方面對影響企業資產誤定價的因素進行了卓有成效的研究。但在當前鮮有文獻關注企業高溢價并購背景下，并購商譽是否以及如何影響企業資產誤定價，并購商譽中的合理商譽和超額商譽對資產誤定價的影響有何不同。

作為企業擴大經營規模、提高盈利水平的重要手段，我國資本市場上企業并購活動持續火熱，其交易數量和交易規模均呈現增長趨勢。較之西方發達國家而言，我國企業并購中出現大量高溢價并購行為，大量商譽資產隨之產生。截至2018年年末，我國A股市場商譽凈值總額已達1.3萬億元，較2013年的0.2萬億元增加6倍之多，較2007年0.04萬億元增加32倍（傅超等，2016）[15]，并購商譽成為資本市場關注的焦點。從商譽定義來看，商譽是能夠為企業帶來超額利潤的資產，但是商譽的不可辨認特征使其初始確認及后續計量具有高度主觀性和不確定性，商譽高估的現象層出不窮，其股價可能包含較多的泡沫成分（楊威等，2018）[16]，偏離企業的真實價值，也為后期的商譽巨額減值埋下風險。這一點從我國 A 股上市公司近年來頻發的商譽巨額減值、接連“爆雷”現象得到一定程度的印證。

本文在已有研究基礎上，探討并購商譽對企業資產誤定價的影響。本文可能的貢獻在于：第一，本文從信息不對稱和投資者情緒角度考察了并購商譽對企業資產誤定價的影響及作用機理，并細分了合理商譽與超額商譽對資產誤定價的不同影響，豐富并購商譽經濟后果研究的同時，也拓展了資產誤定價影響因素的研究;第二，本文進一步考察了商譽減值對資產誤定價的影響，將并購商譽與后期減值對資產誤定價影響的不同形式加以比較，有利于更為全面地探討商譽這一特殊資產在前后期不同階段對企業資產誤定價產生的影響;第三，外部審計、分析師關注和機構投資者持股的調節效應表明，三者在緩解商譽所加劇的資產誤定價方面是有效的，具有信息優化和外部治理功能，這為相關部門完善商譽的確認、計量規范，監督治理管理層機會主義行為以及合理引導投資者行為提供了一定借鑒; 第四，資產誤定價作為我國資本市場上的一個突出問題，通過研究其和并購商譽的關系，對于防范和化解金融風險，促進資本市場的平穩健康運行具有重要的理論和現實意義。

二、理論分析與研究假設

（一）并購商譽與資產誤定價

根據信息不對稱理論，企業管理者作為公司基本面信息的生產者，與不直接參與企業經營管理的外部投資者相比，具有與生俱來的信息優勢，兩者間存在信息不對稱。一方面，從并購商譽自身特點來說，其金額由并購雙方共同確認，不同于內生式增長（研發、固定資產投資等）擁有具體公開的信息披露，其中隱藏的并購信息（交易價格、評估價值、可辨認凈資產公允價值的確認）的披露并不充分透明（王文姣等，2017）[17]，具有較強的主觀性和較低的透明度;加之我國資本市場發展不完善，散戶投資者眾多，信息獲取、知識解讀能力弱，盲目跟風、羊群效應頗多的現狀也意味著同直接參與企業經營管理、具備一定信息和知識基礎的內部人相比，外部投資者往往處于信息劣勢地位，二者存在很大程度上的信息不對稱。處于信息劣勢地位的投資者難以甄別并購方企業商譽的真實情況，導致其不能準確判斷股票未來收益，進而使得股票價格偏離其基礎價值。另一方面，并購商譽形成于企業并購過程中，而管理層作為企業并購行為的決策主體，在很大程度上決定并購活動的發起、并購溢價的支付以及并購過程中的信息披露。這意味著具有信息優勢的管理者同時掌握著披露內容和披露時機的主動權，可以有選擇性地進行披露，甚至可能利用和投資者間客觀存在的信息不對稱進行商譽的虛假披露，在主觀上進一步加劇與投資者間的信息不對稱，影響外部投資者對企業未來發展的預期，進而干擾其對股價的判斷，并導致股票被市場錯誤定價。

行為金融理論認為，資本市場投資者并非完全理性的，尤其對于我國新興加轉軌資本市場來說，投資者非理性現象更為普遍。作為投資者非理性的代表性指標，投資者情緒反映市場參與者對股票持有的樂觀或悲觀態度（Brown和Cliff，2004）[18]，嚴重影響其對股票的正確估值，對投資者行為決策具有重要影響（Barberis等，1998）[1]。陸靜和周媛（2015）[2]基于我國A股和H股交叉上市股票的研究表明，投資者情緒對同期A股市場和H股市場都有顯著影響;受投資者情緒的影響，股價會暫時偏離內在價值。投資者情緒越樂觀，股價正向偏離企業內在價值即被高估的可能性越大（周俊杰和徐丹妮，2015;張靜等，2018）[19，20]。并購商譽的形成表明收購方對被收購標的未來帶來的超額收益以及合并后產生的協同效應有很好的預期，是關于公司的積極消息（徐經長等，2017）[21]。有關正商譽的信息披露也會促使投資者預期企業市場價值的增加，將資金投入目標企業，推動個股股票交易價格上升（田麗麗，2018）[22]。當企業確認大額商譽時，外部投資者會產生企業未來盈利能力增強的預期，甚至會形成在資本市場上的過度反應（楊威等，2018）[16] 。由此可見，一方面，基于并購商譽的特殊性質，其形成作為一種利好消息勢必會引起資本市場投資者的重視，尤其是巨額商譽的形成向外界投資者傳達了內部人對于企業未來發展的良好預期與堅定信心，引起投資者對于企業發展的樂觀態度，滋生投資者樂觀情緒，甚至引起投資者情緒的高漲。而投資者情緒高漲意味著短時期內股票的大量買入，進而推高企業股價，偏離企業的真實價值，導致資產誤定價的產生。另一方面，基于并購商譽的另一特殊性質，即其形成由并購雙方共同確認，非公開市場定價，具有較強的主觀性和不透明性，意味著并購商譽的大小以及其能為企業吸引投資者的多少在很大程度上由公司內部人把握。如Gu和Lev（2011）[23]所證實，并購決策者出于對自身利益的追求，在商譽信息披露中的誤導或者隱瞞影響了會計信息的質量，將加大公司股價中的噪聲。同時不排除企業內部人為追求個人私利，在向外界披露并購商譽相關信息時，故意強調利好消息，對于并購商譽形成的合理性及未來可能帶來的減值風險輕描淡寫或避而不談。當并購商譽被內部人故意用以迎合投資者樂觀預期，吸引投資者買入股票時，其作為一種利好消息引發投資者情緒高漲的效果可能更為明顯，并最終在投資者非理性判斷下導致企業資產誤定價的產生。基于以上分析，提出本文的假設1：

H1：并購商譽與企業資產誤定價正相關。

（二） 超額商譽與資產誤定價

并購商譽的確認并非都是合理的，杜興強等（2011）[24]認為，商譽可分解為合理部分和高估部分，合理部分是目標企業自身創造的商譽，但高溢價支付出現的高估部分并不能為公司帶來相應的利益，反而會損害企業的價值。張萍和周昕雨（2020）[25]將商譽分為真實商譽和超額商譽，真實商譽是對企業標的資產持續獲取超額利潤能力的準確反映，而超額商譽產生于不合理的高并購溢價，是管理層脫離并購本質和理性決策形成的一種非正常商譽（傅超等，2015）[26]，不具有商譽超額盈利能力的本質，對企業并購績效具有負向影響（張臘鳳和張蓉，2021）[27]，是企業商譽減值計提的根本原因（張萍和周昕雨，2020）[25]。魏志華和朱彩云（2019）[28]也認為，適度的商譽能夠給企業帶來預期收益，但高估了并購協同效應的超額商譽則可能成為企業未來經營的負擔，給公司未來經營埋下巨大隱患，不但會浪費企業有限資源，拉低企業盈利能力，而且會給企業帶來較嚴重的融資困境（王蓉，2020）[29]。然而，國內外文獻較少將超額（高估）商譽從并購商譽中分離出來探討，都把并購商譽作為一個整體加以研究（張臘鳳和張蓉，2021;魏志華和朱彩云，2019）[27，28]。而實際上，相比并購商譽中的合理商譽部分，一方面，并購商譽中超額商譽的形成透明度更低，更可能是由于并購雙方為了私利合謀故意虛增，或者管理層過度自信、非理性估值等原因所致。其所反映的信息含量更少，甚至更多的是對投資者判斷產生干擾或誤導的虛假信息，使得處于信息劣勢的投資者更加難以判斷企業未來發展狀況。另一方面，根據前文可知，超額商譽同樣會作為利好消息引發投資者樂觀情緒，且相比合理商譽，超額商譽的形成更易在短時間內導致企業并購商譽向巨額商譽的轉變，產生商譽泡沫，對投資者情緒的影響更為強烈，會在更大程度上引起投資者情緒的高漲，產生資產誤定價。基于以上分析，提出本文的假設2：

H2：相比合理商譽，并購商譽中的超額商譽部分對企業資產誤定價的影響更顯著。

三、研究設計

（一）樣本篩選與數據來源

鑒于我國在2007年開始實施新企業會計準則，對企業商譽進行初始確認和后續計量，本文選取2007—2018年我國全部A股上市公司為初始研究樣本，然后進行如下數據篩選和處理：（1）按照中國證監會2012年發布的上市公司行業分類，剔除金融行業公司;（2）剔除ST、PT公司;（3）剔除相關數據缺失的公司。

為消除極端值對研究結果的影響，對文中連續變量進行上下1% 縮尾處理，最終共獲得存在并購商譽及商譽減值的公司年度樣本7689個。本文的商譽減值數據來源于萬得數據庫，其他財務數據均來源于國泰安數據庫。

（二）變量定義及其衡量

1. 被解釋變量：資產誤定價（Deviation）。本文基于剩余收益模型來測度資產誤定價。先估算公司內在價值[V]，借鑒 Frankel和Lee（1998）[30]做法，假設未來第三年的盈余能夠持續，將剩余收益預測模型改寫為模型（1）：

[Vt=bt+f（1）t-r×bt（1+r）+f（2）t-r×b（1）t（1+r）2+f（3）t-r×b（2）t（1+r）2×r]

（1）

其中，[Vt]為每股內在價值，[bt]為每股權益賬面價值，[r]為資本成本，[f（?）t]是分析師預測的公司未來盈余。由于分析師盈余預測偏向樂觀，且我國股票市場分析師數量不多，分析師也偏好大公司和經營狀況優良的公司（岳衡和林小馳，2008）[31]，故本文借鑒饒品貴和岳衡（2012）[32]的方法，將分析師盈余預測替換為基于公司基本面信息估計的盈余預測。具體的預測模型為：

[Earningsi，t+r=β0+β1Asseti，t+β2Dividendi，t+β3DDi，t+β4Earningi，t+β5NegEi，t+β6Accruali，t+εi，t+r] （2）

其中，[Earningsi，t+r]是[i]公司未來一至三年的每股盈余預測值，用營業利潤除以總股本獲得;[Asseti，t]為每股總資產;[Dividendi，t]為每股股利;[DDi，t]為啞變量，發放股利取1，否則取0;[NegEi，t]為啞變量，虧損取1，否則取0;[Accruali，t]表示每股應計項目，用營業利潤減去當年經營活動產生的現金流量凈額獲得。

本文采用式（2）估計獲得的系數預測公司未來一至三年的每股盈余，并將其代入式（1）中估計公司的內在價值。在利用（1）式進行公司內在價值估計時，我們還對公司未來兩期的每股權益價值進行了預測，采用的公式分別為：

[b（1）t=bt+Earningst+1-Dpst+1];

[b（2）t=b（1）t+Earningst+2-Dpst+2]

式中Dps為每股現金股利。

將計算出的公司內在價值V與公司次年4月末股票收盤價P相比得到V/P，借鑒徐壽福和徐龍炳（2015）[11]的做法，構建變量資產誤定價（Deviation） = |1-V/P |，度量市場價格對內在價值的絕對偏離程度。

2. 解釋變量：并購商譽。借鑒楊威等（2018）[16]做法，本文采用經總資產調整后的商譽值來衡量并購商譽（SY）。

3. 其他控制變量。參考游家興和吳靜（2012）[5]、楊威等（2018）[16]等的研究成果，本文選取公司規模（Size）、財務杠桿（Lev）、盈利能力（Roa）、成長性（Growth）、第一大股東持股比例（First）、上市公司上市年限（Age）、董事長與總經理兩職合一（Dual）以及信息透明度（Absacc）作為控制變量，并在此基礎上控制了行業和年度。具體變量定義如表1所示。

（三）模型設計

為研究假設1中并購商譽對企業資產誤定價的影響，本文在參考楊威等（2018）[16]研究的基礎上，建立了模型（3）：

[Deviationi，t=α0+α1SYi，t+α2Controlsi，t+Industry+Year+ε] （3）

為研究假設2中超額商譽對資產誤定價的影響，本文在模型3基礎上，建立了模型（4）：

[Deviationi，t=α0+α1GW_exi，t+α2Controlsi，t+Industry+Year+ε] （4）

四、實證分析

（一）描述性統計

表2列示了本文相關變量描述性統計結果。若資本市場有效，公司股價應準確及時反映上市公司的內在價值。然而，表2結果顯示，被解釋變量資產誤定價均值為0.603，最大值為2.810，說明在我國資本市場上普遍存在股價偏離其內在價值的現象。解釋變量并購商譽的最大值為0.366，最小值為0，均值為0.020，表明觀測樣本上市公司并購商譽規模存在較大差異。

（二）相關性分析

表3呈現的是模型主要變量的相關系數分析。從偏相關系數表中可見，主變量兩兩間的相關系數均低于0.6，這表明本文模型設計中不存在明顯多重共線問題;各變量方差膨脹因子檢驗（VIF）的結果均小于3，說明模型變量的多重共線問題較弱。解釋變量并購商譽和被解釋變量資產誤定價之間的相關系數至少在0.05的水平上顯著為正，初步驗證了本文假設1。

（三）回歸結果分析

表4列（1）顯示并購商譽與企業資產誤定價在1%水平上顯著正相關，說明企業并購商譽規模越大，發生資產誤定價的可能性越高，即并購商譽能夠顯著加劇企業資產誤定價，與假設1預期相符。列（2）、列（3）顯示，股價高估組并購商譽和資產誤定價顯著正相關，而股價低估組二者之間并沒有顯著關系，一方面，可能由于我國股價被低估樣本較少導致結果有所偏差，另一方面，也說明了并購商譽所加劇的資產誤定價主要以股價高估的形式表現，與假設1并購商譽主要通過加劇投資者情緒高漲進而加劇資產誤定價的理論推演一致。

列（4）至列（6）顯示，在細分并購商譽中的超額商譽和合理商譽后，超額商譽與資產誤定價在1%水平上顯著正相關，且顯著加劇了股價高估;合理商譽和資產誤定價則不存在統計意義上的顯著性，與本文假設2預期相符。說明相比并購商譽中的合理商譽部分，由高并購溢價產生的超額商譽對資產誤定價的正向影響更為顯著。且通過對比超額商譽與合理商譽的觀測值可發現，超額商譽的觀測值僅有2939個，明顯低于合理商譽觀測值（4750個），說明我國A股市場上由高溢價并購形成的超額商譽現象并不普遍，但其造成的危害卻是巨大的，是并購商譽加劇企業資產誤定價的主要原因之一。

（四）穩健性檢驗

1. 內生性檢驗。（1）工具變量法?？紤]到并購商譽可能與資產誤定價存在雙向因果關系，即資產誤定價程度較高的企業受信息不對稱和投資者情緒的影響更為嚴重，導致管理層調整并購商譽，從而使估計結果有偏。因此，本文采用兩階段最小二乘法（2SLS）重新進行回歸估計。參考傅超等（2015）[26]、楊威等（2018）[16]的研究，本文選取商譽年度—行業均值（IND_SY）作為工具變量，從工具變量的相關性和外生性兩個條件來看：同行業其他企業的商譽與該企業商譽相關，且沒有文獻表明同行業的商譽影響該企業資產誤定價，即符合外生性原則。相關性檢驗結果如表5所示：Shea's partial R-squared為0.3471，最小特征值統計量①為227.771，遠高于臨界值10，即拒絕了存在弱工具變量的原假設。第一階段回歸結果顯示，商譽與同行業其他公司的商譽均值之間的正向關系十分顯著（1%水平），從統計意義上說明這是一個比較理想的工具變量。第二階段回歸結果顯示，在控制內生性問題后，并購商譽與資產誤定價仍在1%的水平上顯著，說明結果具有一定的穩健性。（2）反向因果識別。為進一步排除反向因果內生性問題對研究結論的干擾，本文借鑒熊凌云等（2020）[33]、李春濤等（2018）[34]研究，將資產誤定價[Deviationi，t]作為解釋變量，[SYi，t+1]、[SYi，t+2]作為被解釋變量，檢驗企業當期的資產誤定價是否會影響未來一期和兩期的并購商譽，如果并購商譽與資產誤定價存在反向因果關系，則[Deviationi，t]的系數應顯著為正。檢驗結果如表6列（1）和列（2）所示，資產誤定價系數均不顯著，說明資產誤定價沒有顯著影響企業未來的并購商譽。（3）PSM傾向得分匹配。為緩解高并購商譽公司和低并購商譽公司之間的特征差異對研究結論的干擾，本文采用PSM傾向得分匹配方法進行穩健性檢驗。根據并購商譽中位數將全樣本分為并購商譽較高組和并購商譽較低組，并分別確定為實驗組和對照組，基于Growth、Lev、Size、Roa、First、Age、Dual和Absacc，用PSM最鄰近匹配法進行1∶1有放回匹配。PSM的平衡性檢驗結果顯示，匹配后相關控制變量單個偏差未超過5%，總偏差未超過10%，說明匹配效果較好。對匹配后樣本重新回歸發現并購商譽的系數仍顯著為正（見表6），驗證了本文研究結論依舊穩健。

2. 其他穩健性檢驗：（1）聚類穩健。為得到更加穩健的研究結論，本文借鑒王化成等（2015）[35]的做法，采用聚類方法對標準誤進行調整，調整后的檢驗結果如表7列（1）所示依舊穩健。（2）替換變量。為了進一步確保研究結論的可靠性，我們采取替換解釋變量的衡量方法來進行穩健性檢驗。原解釋變量并購商譽采用經營業收入標準化處理后的商譽GW_sale表示（王文姣等，2017）[17]?；貧w結果如表7列（2）所示，基于新衡量方式的并購商譽與資產誤定價顯著正相關，說明本文結果具有一定的穩健性。（3）Tobit模型?？紤]到被解釋變量資產誤定價是取完絕對值之后的結果，即被解釋變量大于0，屬于斷尾回歸，本文參考高雅和劉嫦（2020）[14]的做法，采用Tobit模型對模型（3）重新回歸。回歸結果列示在表7的第（3）列，從中可知，并購商譽（SY）的系數在1%的水平上顯著為正，驗證了本文結論的穩健。

五、進一步分析

（一）中介機制檢驗

由前文理論分析可知，并購商譽主要通過信息不對稱和投資者情緒影響資產誤定價，為進一步證實信息不對稱與投資者情緒的中介效應，本文參考溫忠麟等（2004）[36]的中介效應模型，設計了模型（5）和（6）加以驗證。

[MADACCR（Turnover）i，t=α0+α1SYi，t+α2∑Controlsi，t+∑Industry+∑Year+ε] （5）

[Deviationi，t=α0+α1SYi，t+α2MADACCR（Turnover）i，t+α3Controlsi，t+∑Industry+∑Year+ε]

（6）

本文借鑒Hong等（2006）[37]、陳鵬程和周孝華（2016）[38]的研究，采用換手率（Turnover）衡量投資者情緒。借鑒Hutton等（2008）[39]的研究，采用修正Jones模型殘差的絕對值（MADACCR）衡量企業信息不對稱程度，該指標越大，信息不對稱程度越高。

機制檢驗結果如表8所示，列（1）顯示，并購商譽與信息不對稱的系數為0.0197，但并不顯著。列（2）在并購商譽影響資產誤定價的模型中加入信息不對稱后，并購商譽系數與信息不對稱系數均在1%水平上顯著為正。因此，根據溫忠麟等（2004）[36]中介檢驗三步法的要求，當模型（5）中系數[α1]和模型（6）中系數[α2]二者至少一個不顯著時，需進行sobel檢驗。本文sobel檢驗的Z值為2.138，P值為0.033，表明信息不對稱能夠發揮中介效應。列（3）顯示，并購商譽與投資者情緒的系數為0.18，但并不顯著。列（4）在并購商譽影響資產誤定價的模型中加入投資者情緒（Turnover）后，并購商譽系數與投資者情緒系數均顯著為正。sobel檢驗的Z值為2.165，P值為0.030，表明投資者情緒能夠發揮中介效應。

（二）調節效應檢驗

1.基于并購后商譽減值的進一步檢驗。由前文分析可知，并購商譽越多，企業資產被高估即發生資產誤定價的可能性越大。事實上，企業確認的并購商譽越多，后期發生商譽減值的風險也越大。企業并購交易中被隱瞞或刻意忽視的高溢價、高估值等一系列消息會集中體現于并購后的商譽減值，并不同程度釋放到股票市場（韓宏穩等，2019）[40]。商譽減值的計提通常意味著并購商譽預期給企業帶來的經濟利益比原來入賬時預計要低，會增加企業未來盈利能力的不確定性（Li等，2011）[41]，減少企業未來現金流量，并引起市場投資者對公司前景預期的消極反應（Knauer 等，2015）[42]。市場投資者將商譽資產減值視為公司負面消息，解讀為公司未來盈利能力下降，繼而做出賣出公司股票的投資決策（Li等，2011）[41]。不難猜測，相比并購商譽確認時作為利好消息所帶來的投資者樂觀情緒，作為利空消息的商譽減值尤其是巨額減值可能引發非理性投資者的悲觀情緒，導致投資者對企業未來發展前景喪失信心，并在短時期內大量拋售企業股票，導致企業股價急劇下跌，向下偏離于企業內在價值，加劇企業資產誤定價。

為檢驗商譽減值對資產誤定價的影響，本文在參考Weber和Beatty（2006）[43]、韓宏穩等（2019）[40]研究的基礎上，采用經上期期末總資產賬面價值調整過的商譽減值金額（GWIMP）衡量商譽減值。結果如表9所示，列（1）顯示，商譽減值和資產誤定價正相關，在區分了股價高估和股價低估后發現，在股價低估組中，商譽減值與資產誤定價在5%水平上顯著正相關，而股價高估組中并不顯著，說明后期商譽減值同樣會加劇企業資產誤定價，只是不同于并購商譽所加劇的股價高估，商譽減值則會加劇股價低估。

2.外部審計的調節效應檢驗。作為資本市場的一項重要制度安排，外部獨立審計對投資者的作用不言而喻（Jensen和Meckling，1976）[44]，在客觀公正甄別企業財務報告真實性和準確性等方面發揮著重要作用（Fan和Wong，2005）[45]。較高的外部審計質量能夠有效緩解企業與投資者之間的“檸檬問題”，降低投資者與企業的信息不對稱（高雅和劉嫦，2020）[14]，抑制并購中的虛高商譽及后續的巨額商譽減值風險（郭照蕊和黃俊，2020）[46]。不同會計師事務所的審計質量存在較大差異，相比非“四大”會計師事務所，“四大”的審計質量更高（Becker等，1998）[47]，在出具更為可靠審計報告、向外部投資者提供更有效信息、緩解信息不對稱等方面發揮著更加重要的作用。出于對自身品牌和聲譽的維護，高審計質量會計師事務所抑制超額并購商譽的動機更強（Lennox，1999）[48]，有利于從源頭上抑制高溢價并購所產生的不合理商譽及其對投資者樂觀情緒的誘導，進而起到降低企業資產誤定價的作用。

為檢驗外部審計對并購商譽與資產誤定價的調節作用，本文采用上市公司所聘任的會計師事務所是否屬于國際“四大”來衡量審計質量的高低。結果如表10列（1）和列（2）所示，當企業所聘任的會計師事務所屬于國際“四大”時，并購商譽與資產誤定價的正向關系并不顯著，而在非“四大”組中，并購商譽在1%的水平上顯著加劇了企業資產誤定價。說明當外部審計質量較高時，投資者信息不對稱問題得以緩解，能夠利用會計師事務所提供的有效信息對企業價值進行更加準確、理性的判斷，從而使并購商譽并不能起到加劇企業資產誤定價的作用。

3.分析師關注的調節效應檢驗。證券分析師是外部投資者與上市公司間信息傳遞的橋梁，是聯系二者的信息紐帶。憑借其專業能力，分析師能夠深入挖掘、解讀從上市公司獲取的信息，并將有用的投資信息傳遞給信息貧乏的投資者，從而緩解外部投資者和上市公司內部人之間的信息不對稱。作為理性投資者的代表，分析師的預測意見往往能夠成為資本市場重要的公共信息來源，尤其是當上市公司進行重大投資決策時，分析師關注以及對盈余水平的預測可以幫助投資者提高對上市公司估值的準確性（甘露潤和張淑慧，2013）[49]。此外，分析師能夠抑制管理層盈余操縱、財務舞弊等行為（Lang等，1995）[50]，是上市公司重要的外部治理機制（張宗新和周嘉嘉，2019）[51]。因此，本文預測，分析師的信息紐帶和監督治理作用能夠緩解由并購商譽所加劇的信息不對稱，增強投資者對企業的了解，并合理引導投資者情緒的變化，降低由并購商譽所引發的投資者情緒的高漲，緩解企業資產誤定價。

為檢驗分析師關注對商譽與資產誤定價的調節作用，本文采用關注上市公司的分析師人數加1取對數（Coverage）來衡量分析師關注。結果如表10所示，第（3）列為分析師關注高的樣本組，并購商譽與資產誤定價的關系并未通過顯著性檢驗。這一結果可能由于在分析師關注較高的分組中，信息不對稱程度及投資者情緒高漲現象較輕，導致并購商譽并不能起到加劇資產誤定價的作用。第（4）列為分析師關注低的樣本組，商譽在5%的水平上顯著為正，說明在分析師關注較低即信息不對稱較高、投資者情緒高漲較嚴重時，投資者了解及判斷企業真實價值更為困難，從而顯著加劇了資產誤定價。

4. 機構投資者持股的調節效應檢驗。作為專業性的投資者，機構投資者憑借其專業知識、投資經驗及信息資料等方面優勢，在資本市場中往往發揮著信息挖掘、信息分析等角色作用，能夠緩解投資者與公司間的信息不對稱，提升公司信息透明度。機構投資者持股比例越高，企業盈余信息真實性越強，股票市場的定價效率和穩定性越高（侯宇和葉冬艷，2008）[52]。此外，作為股權集中度較大且獨立的股東，機構投資者有動力也有能力積極監督上市公司、發揮治理效應（Shleifer和Vishny，1986）[53]。

為檢驗機構投資者持股對商譽與資產誤定價的調節作用，本文以機構投資者持股比例中位數為基準將樣本分為機構投資者持股比例較高組與機構持股比例較低組。結果如表10所示，第（5）列為機構投資者持股比例高的樣本組，并購商譽與資產誤定價之間的關系并未通過顯著性檢驗。這一結果可能由于在機構投資者持股比例較高的分組中，信息不對稱程度及投資者情緒影響較弱，導致并購商譽并不能起到加劇資產誤定價的作用。第（6）列為機構投資者持股比例低的樣本組，商譽系數顯著為正，說明在機構投資者持股比例較低即信息不對稱較嚴重、投資者情緒影響較大時，投資者難以對企業準確估值，從而顯著加劇了資產誤定價。

六、研究結論與啟示

本文基于我國近年來持續火熱的溢價并購，聚焦并購商譽這一資本市場熱點，從信息不對稱理論和行為金融理論出發，探討并購商譽對企業資產誤定價的影響。研究發現，隨著并購商譽的增多，企業資產誤定價程度也在加深;相比并購商譽中的合理商譽部分，超額商譽更易加劇企業資產誤定價。進一步分析發現，后期商譽減值同樣會加劇企業資產誤定價，只是不同于并購商譽所引致的股價高估，商譽減值會導致企業股價的低估。機制檢驗表明，信息不對稱和投資者情緒是并購商譽影響資產誤定價的中介機制;調節效應檢驗表明，在非“四大”、分析師關注低和機構投資者持股比例較低的分組中，并購商譽與資產誤定價的正相關關系均更為顯著，而在會計師事務所屬于國際“四大”，分析師關注高和機構投資者持股比例較高的分組中，二者正相關性受到削弱，進而論證了外部審計、分析師關注和機構投資者持股具有積極的治理效應。

本文可能的啟示在于：（1）并購商譽的確認、計量具有較強的主觀性和不可驗證性，加劇企業和外部投資者信息不對稱的同時，也會引發非理性投資者情緒的變化，影響投資者對企業估值的準確性。相關部門需加強對商譽估值的公允性、可靠性的持續評價和修正，為利益相關者提供更加準確的決策依據。（2）外部審計、分析師和機構投資者能夠有效緩解并購商譽所加劇的資產誤定價，監管部門應加強引導，充分發揮三者的信息優化功能，并扮演好企業的外部監督、治理角色，以有效降低投資者和企業的信息不對稱，緩解投資者非理性，降低資產誤定價程度，進而促進資本市場的穩定健康發展。（3）在我國資本市場不完善不健全的現狀下，信息不對稱及投資者非理性仍是導致資產誤定價的兩大主要因素，投資者需要不斷提高自身的信息獲取與分析能力，增強判斷和識別能力，合理調整自身情緒變化，結合企業情況理智判斷企業的經營風險及未來發展前景，分析投資可行性與成功率，進行高效率的投資決策，以期分享更多的投資收益。

注：

①回歸中并沒有使用穩健標準誤，故而F統計量與最小特征值統計量相等。

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Will M&A Goodwill Affect Corporate Asset Mispricing

Liu Chang/Li Jin/Zhao Meng

（School of Economics and Management，Shihezi University，Shihezi? ?832000，Xinjiang，China）

Abstract：This paper empirically examines the impact of M&A goodwill on the mispricing of corporate assets by using data from 2007 to 2018 of China's A-share non-financial listed companies. The test results indicate that M&A goodwill is significantly and positively related to asset mispricing，and that excess goodwill is more significantly and positively related to asset mispricing than the reasonable goodwill component of M&A goodwill;Further analysis shows that late goodwill impairment drives asset mispricing in the form of increased share price undervaluation; mechanism tests suggest that information asymmetry and investor sentiment are mediating mechanisms by which M&A goodwill affects asset mispricing; the moderating effect shows that the positive correlation between M&A goodwill and asset mispricing is not The "Big Four"，low analyst attention and low institutional investor shareholding ratio are more significant in the groupings，which further demonstrates that external audit，analyst attention and institutional investor shareholding have positive governance effects. While enriching the research on goodwill of mergers and acquisitions，this article also has certain theoretical and practical significance for reducing mispricing of corporate assets and thereby improving the efficiency of capital market resource allocation.

Key Words：M&A goodwill，asset mispricing，information asymmetry，investor sentiment