信息產(chǎn)業(yè)上市公司合并商譽對企業(yè)盈利能力的影響

彭 榮

(武漢紡織大學，武漢 430077)

我國新一輪的企業(yè)并購將在我國以信息技術產(chǎn)業(yè)為代表的行業(yè)中進行。那么對于電子信息產(chǎn)業(yè)面臨的對各方資產(chǎn)、負債和權益再整合的并購過程中，溢價收購能否會對企業(yè)的盈利能力產(chǎn)生有利影響呢？本文以信息產(chǎn)業(yè)上市公司為背景，利用面板數(shù)據(jù)對符合條件的70家上市公司2008～2012年共5年的實證數(shù)據(jù)分析商譽對企業(yè)盈余能力的影響。

1 模型構建及數(shù)據(jù)分析

1.1 面板數(shù)據(jù)回歸模型構建

按照商譽的超額收益理論，商譽是能為企業(yè)帶來未來超額盈利能力的一種無形資源，為檢驗企業(yè)盈余能力與商譽之間的關系，基于Ohlson（1995）模型及改進模型（Barthet al,2001），參照邵紅霞、方軍霞（2006）在研究公司經(jīng)營業(yè)績和無形資產(chǎn)價值之間的關系所采用的模型，構建本研究的面板數(shù)據(jù)回歸模型如下：

其中，i=1,2,3…70,代表70家信息產(chǎn)業(yè)上市公司，t=1,2,3,4,5代表2008～2012年5年。被解釋變量ROA為總資產(chǎn)收益率，即凈利潤除以平均資產(chǎn)總額的比例，總資產(chǎn)收益率是應用最為廣泛的衡量企業(yè)盈利能力的指標之一，能夠全面體現(xiàn)企業(yè)資產(chǎn)與利潤之間的關系。解釋變量GW為商譽比重，即商譽凈額除以總資產(chǎn)的比例。解釋變量FA為固定資產(chǎn)比重，即固定資產(chǎn)除以總資產(chǎn)的比例。由于信息產(chǎn)業(yè)是高風險產(chǎn)業(yè)，技術產(chǎn)品更新快、周期短，企業(yè)的創(chuàng)新能力將對公司的利潤增長起主要作用，因此本研究的解釋變量還加入了無形資產(chǎn)比重IA，即無形資產(chǎn)除以總資產(chǎn)的比例。回歸模型中INDEX為指示變量，其值為1，表示有商譽的企業(yè)，其值為0，表示無商譽的企業(yè)。有關變量的定義和解釋詳見表1。

表1 變量名稱及描述

1.2 數(shù)據(jù)來源及變量的描述性統(tǒng)計

（1）數(shù)據(jù)來源。本文以2008～2012年這五年作為時間窗口，選取在上海和深圳證券交易所上市A股的124家信息技術產(chǎn)業(yè)上市公司中5年內(nèi)期末全部有商譽的企業(yè)和5年內(nèi)期末商譽均為零的企業(yè)作為研究對象，共選取樣本公司70家，其中五年內(nèi)期末全部有商譽的企業(yè)有28家，5年內(nèi)期末商譽均為零的企業(yè)有42家。本文所需的財務數(shù)據(jù)來自于同花順財務軟件，統(tǒng)計分析使用軟件EVIWS6.0。

（2）變量的描述性統(tǒng)計。本模型選取的是2008～2012年資產(chǎn)報酬率等，共獲得350個觀測值。相關變量的描述統(tǒng)計以及自變量相關系數(shù)矩陣分別見表2和表3。

2 實證檢驗結果

2.1 Hausman檢驗

利用軟件EVIWS6.0，先對橫截面?zhèn)€體進行Hausman檢驗，結果如表4。

表4 Hausman檢驗

2.2 模型估計結果

Hausman檢驗結果表明，橫截面?zhèn)€體不存在隨機效應。我們又對數(shù)據(jù)進行橫截面固定效應檢驗，結果發(fā)現(xiàn)，由于自變量中有虛擬變量，導致奇異矩陣出現(xiàn)。所以，我們只能得到既無固定效應又無隨機效應的回歸結果，見表5。

表2 面板回歸方程相關變量描敘性統(tǒng)計

表3 面板回歸方程自變量相關系數(shù)矩陣

表5 面板數(shù)據(jù)的回歸結果

從最終結果可以看出，IA，F(xiàn)A以及index這三項因素在5%的顯著性水平下對ROA有影響，GW在10%的顯著性水平下對ROA有影響。具體來說：

商譽比重與總資產(chǎn)報酬率正相關，表明商譽的比重的增加能提高企業(yè)的獲利能力，商譽比重越大，企業(yè)的獲利能力就越強。這一結果證明了商譽是能夠給企業(yè)帶來未來超額盈利的經(jīng)濟資源，體現(xiàn)了商譽超額盈利性的本質，同時實證結果也說明了我國信息產(chǎn)業(yè)上市公司合并整合業(yè)務還比較成功，通過資源整合使并購企業(yè)的盈利能力得到一定的提高。

無形資產(chǎn)比重與總資產(chǎn)報酬率正相關，回歸系數(shù)為117.64，說明在我國的資本市場上，對于上市的信息技術產(chǎn)業(yè)無形資產(chǎn)比重越大，對企業(yè)的盈利能力影響就越強，而且這種影響能力是顯著的，因為信息技術產(chǎn)業(yè)被認為是以知識、科技等無形的資本投入為支撐的，這與信息產(chǎn)業(yè)上市公司以信息技術為核心的行業(yè)特點是一致的。

固定資產(chǎn)比重與總資產(chǎn)報酬率也是正相關，但其回歸系數(shù)遠遠低于商譽比重和無形資產(chǎn)比重的回歸系數(shù)。說明固定資產(chǎn)投資對信息產(chǎn)業(yè)上市公司的盈利影響不大，遠遠低于商譽和無形資產(chǎn)對企業(yè)盈利能力的影響，說明該行業(yè)過多固定資產(chǎn)投入并不能獲太大的投資回報。

3 結論

本文以信息產(chǎn)業(yè)上市公司2008～2012年年度面板數(shù)據(jù)檢驗了商譽的產(chǎn)生對其盈利能力的影響。研究結果表明：

第一，在商譽確認方面，從2008～2012年5年間期末資產(chǎn)負債表中全部未確認過商譽的企業(yè)共40家，占信息產(chǎn)業(yè)上市公司總數(shù)的32%，也就是在這5年間曾經(jīng)有過企業(yè)并購的信息產(chǎn)業(yè)上市公司占68%，說明我國信息產(chǎn)業(yè)上市公司在這5年間面對激烈的市場競爭，大部分企業(yè)都選擇過通過溢價并購的方式來獲得企業(yè)的規(guī)模和超越同行業(yè)平均水平的超額利潤。這為2012年以后信息技術行業(yè)新的一輪企業(yè)并購奠定了一定基礎和積累了豐富的經(jīng)驗。

第二，商譽與企業(yè)的盈利能力是正相關關系，說明信息技術產(chǎn)業(yè)上市公司會計上確認商譽很好的發(fā)揮出了商譽的超額收益作用。這一結果可以給新一輪的并購重點行業(yè)即信息技術產(chǎn)業(yè)的上市公司并購時是否進行溢價收購完成企業(yè)并購提供了實證數(shù)據(jù)。但對于企業(yè)管理者和投資者而言，商譽雖然從會計角度是一項可以給企業(yè)帶來未來盈利能力的長期資產(chǎn)，但其實質是和普通的長期資產(chǎn)性質是有所不同的。如何將商譽的未來盈利能力變?yōu)楝F(xiàn)實還取決于管理者在企業(yè)并購后的管理水平。管理者不能認為企業(yè)并購初期支付了高額代價就一定能夠坐等超額盈利的出現(xiàn)，而是應該通過有利的資源整合來實現(xiàn)商譽本質的實現(xiàn)。

第三，被解釋變量商譽比重、無形資產(chǎn)比重和固定資產(chǎn)比重都與企業(yè)的盈利能力是正相關關系。但是在這三者中無形資產(chǎn)比重的相關性最強，商譽比重其次，固定資產(chǎn)比重的相關性最弱。說明信息技術行業(yè)應加大無形資產(chǎn)的研發(fā)，通過無形資產(chǎn)的使用從而給企業(yè)帶來超額的盈利能力。

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