業(yè)績期望落差對商譽泡沫的影響研究

摘 要：巨額商譽泡沫是上市公司穩(wěn)健經(jīng)營和資本市場平穩(wěn)運行的潛在風險，而業(yè)績期望落差會對商譽泡沫產(chǎn)生影響并引導企業(yè)進行戰(zhàn)略調整，研究企業(yè)業(yè)績期望落差對商譽泡沫的影響機制十分重要?；谄髽I(yè)行為理論及權變理論，本文以2011—2021年中國A股上市公司為研究對象，剖析了業(yè)績期望落差如何扭曲企業(yè)并購決策，催生出商譽泡沫這一潛在隱患。研究發(fā)現(xiàn)，隨著業(yè)績期望落差的擴大，企業(yè)商譽泡沫先降后升，呈正U型關系；高管過度自信與經(jīng)濟政策不確定性起正向調節(jié)作用，而財務冗余起反向調節(jié)作用。本文旨在豐富業(yè)績期望落差和企業(yè)商譽領域的研究，以期為企業(yè)風險管理和監(jiān)管部門化解商譽泡沫提供新思路和新范式。

關鍵詞：業(yè)績期望落差；商譽泡沫；高管過度自信；經(jīng)濟政策不確定性；財務冗余

中圖分類號：F275 文獻標識碼：A 文章編號：2096-0298（2024）10（a）--05

1 引言

近年來，上市公司并購重組次數(shù)和規(guī)模增多，商譽迅速擴張，隨之超額商譽及潛在的減值風險問題也凸顯出來[1]。如2022年我國資本市場商譽總額同比暴漲82%，導致大額商譽減值及業(yè)績“爆雷”事件。從理論上說，商譽泡沫源于企業(yè)對并購后業(yè)績的過度樂觀預期和短視行為[2]，當這種預期未能轉化為實際價值收益時，企業(yè)便陷入了由期望落差引發(fā)的商譽泡沫陷阱。當并購后的實際業(yè)績未能達到預期水平時，商譽泡沫便迅速破裂，加劇了業(yè)績期望落差與商譽泡沫之間的惡性循環(huán)。那么，當管理層面臨業(yè)績期望差距的壓力時，會產(chǎn)生何種商譽決策？隨著業(yè)績與期望差距的擴大，企業(yè)是否會做出不同的商譽決策？這些問題尚缺乏經(jīng)驗證據(jù) 。

當前學術界集中于討論商譽如何影響企業(yè)審計、融資、投資、創(chuàng)新等方面[2-3]，對商譽的前因變量的探討仍有較大的拓展空間[4]。商譽確認過程中包括代理問題、估值差異等非理性因素會導致商譽往往虛高。現(xiàn)實中頻發(fā)的大額計提商譽減值等現(xiàn)象也揭示出由于標的公司選擇、并購方案制定、價值評估等非理性因素產(chǎn)生過高并購商譽。然而，這些非理性因素亦是治理商譽泡沫的關鍵。企業(yè)行為理論指出決策者在組織層面決策過程中的主要參考點體現(xiàn)為企業(yè)的業(yè)績期望水平[5]。管理層是企業(yè)并購行為的決策主體，而商譽又是并購方自主評估決定的產(chǎn)物，高管過度自信作為內(nèi)部心理偏差的特性，反映管理層認知如何影響決策質量。此外，權變理論指出組織應根據(jù)其內(nèi)部特性與外部環(huán)境的動態(tài)變化來靈活調整其策略[6]。經(jīng)濟政策不確定性作為外部環(huán)境的動態(tài)因素，揭示環(huán)境不確定性對企業(yè)并購策略和財務風險的塑造作用；財務冗余作為內(nèi)部資源緩沖，表明企業(yè)內(nèi)部資源如何幫助企業(yè)應對外部沖擊和業(yè)績壓力，共同構成了理解業(yè)績期望落差與商譽泡沫關系的多維視角。

基于此，本文擬從企業(yè)行為理論和權變理論出發(fā)，以我國2011—2021年A股上市公司為樣本，實證檢驗業(yè)績期望差距對超額商譽的影響。本文可能的邊際貢獻在于：第一，本文將業(yè)績期望差距與商譽泡沫相聯(lián)系，填補了該領域實證研究的空白，將商譽泡沫納入企業(yè)行為理論的研究框架，豐富了商譽泡沫的前因研究。第二，通過區(qū)分業(yè)績略低于期望與遠低于期望的不同情況，本文daffcf3b47b6fecfd75a4f8210250ed80fea1572372a94ae389b3f4fb1685cf4突破了線性影響效應的局限，證實了業(yè)績期望差距對商譽泡沫的非線性影響，并提供了高管“孤注一擲”行為的理論闡釋，為理解不同績效水平下的后果發(fā)展提供了更細粒度的理論支持。

2 理論假設

2.1 負向績效反饋對商譽泡沫的影響

企業(yè)行為理論指出，僅用絕對值衡量績效難以反映企業(yè)決策的真實依據(jù)，因組織行為者追求一定績效水平，并據(jù)實際與期望的差距決策[5]。這種差距會激勵戰(zhàn)略搜索活動與冒險行為，但可能帶來高風險或不必要變化，甚至會危及企業(yè)績效乃至生存。據(jù)此，本文提出負向業(yè)績期望差距與企業(yè)商譽泡沫之間關系非線性，呈正U型曲線。

2.1.1 在企業(yè)業(yè)績略低于期望水平的負向業(yè)績期望差距情形中

企業(yè)在運營中，負向業(yè)績期望差距常反映資源配置、管理及市場策略問題。為彌補此差距，決策者可能采取高風險策略，但易導致高管支付過高并購溢價，形成商譽泡沫。商譽泡沫在危機時可能限制企業(yè)的現(xiàn)金流，加劇融資約束，增加業(yè)績下滑和股價崩盤風險。對此，企業(yè)需靈活調整戰(zhàn)略，優(yōu)化資源配置，在并購決策中仔細權衡風險與收益。股東等利益相關者的監(jiān)督與質疑則可抑制機會主義行為，經(jīng)營困境可能減少資源積累，進而抑制管理者的私利行為。由于商譽影響非即時效應[7]，管理者或偏好短期見效策略以快速改善業(yè)績，從而減少商譽泡沫產(chǎn)生。

2.1.2 在企業(yè)業(yè)績遠低于期望水平的負向業(yè)績期望差距情形中

盡管Staw（1981）的威脅僵化理論提出企業(yè)在重大損失下會因生存威脅而傾向于風險規(guī)避，但該理論難以全面解釋企業(yè)在危機中的自救行為[8]。實際上，面對業(yè)績壓力，企業(yè)決策者會積極尋求恢復機會[7]。一方面，基于信號傳遞理論，商譽泡沫作為積極信號吸引投資，降低融資成本，為企業(yè)擺脫危機提供機會。另一方面，并購能帶來協(xié)同效應和改善市場需求管理能力，增加企業(yè)并購需求。但在生存危機和業(yè)績壓力下，企業(yè)可能因急于求成而忽視并購資產(chǎn)的公允價值評估，產(chǎn)生商譽泡沫。因此，商譽泡沫與業(yè)績期望差距之間的關系呈現(xiàn)出復雜的非線性特征。據(jù)此，本文提出假設：

H1：負向業(yè)績期望差距與商譽泡沫之間呈顯著的正Ｕ型關系。

2.2 高管過度自信的調節(jié)作用

高層理論的核心觀點在于，高管的個人特質會深刻影響其對情境的認知和決策過程[9]。在企業(yè)行為理論中，高管的決策和行為受到其心理特質的影響，過度自信便是其中之一[5]。在商譽積累上，過度自信的高管可能更傾向于通過并購、擴大市場份額等方式來快速提升公司的業(yè)績和商譽，忽視潛在風險，抬高并購溢價。

面臨較小負向期望差距時，本文認為過度自信高管抑制形成商譽泡沫。一方面，過度自信使得管理者對企業(yè)經(jīng)營和財務狀況保持樂觀態(tài)度，更傾向于投入資源于高風險、高回報的研發(fā)和創(chuàng)新領域，并減少并購溢價的支付。另一方面，當企業(yè)面臨較小的業(yè)績壓力時，過度自信的管理層可能更相信自身解決問題的能力，而非依賴并購獲取外部資源，從而降低商譽泡沫的產(chǎn)生。

然而，面臨較大的負向期望差距時，過度自信高管更可能尋求外部支持。由于存在“自我歸因”現(xiàn)象，過度自信的高管常常將成功歸因于自身，而將失敗歸咎于外部環(huán)境。因此，當公司業(yè)績大幅低于期望時，他們更可能采取進攻性戰(zhàn)略。此外，根據(jù)Roll（1986）的“管理者自負假說”，過度自信的高管在并購過程中可能支付過高的溢價，這種非理性的價格上升自然導致商譽泡沫的出現(xiàn)。據(jù)此，本文提出假設：

H2：高管過度自信增強了負向業(yè)績期望差距與商譽泡沫之間的U型關系。

2.3 財務冗余的調節(jié)作用

在企業(yè)行為理論框架下，財務冗余是應對環(huán)境變化與風險的關鍵策略。在業(yè)績期望有落差時，其提供資源調整戰(zhàn)略和優(yōu)化運營。鑒于財務冗余在大型企業(yè)中占據(jù)核心地位，能夠支持企業(yè)同時追求多個可能相互沖突的目標，因此本文試圖探討當企業(yè)存在業(yè)績期望差距時，財務冗余是否會調節(jié)企業(yè)行為。

面臨較小負向期望差距時，高財務冗余易導致商譽泡沫。冗余資源過多使決策者風險偏好發(fā)生變化（忽視風險），傾向推進并購而非積極恢復業(yè)績。此外，財務冗余增強了風險承受能力，增加機會主義傾向，高估目標價值，形成商譽泡沫。同時，高冗余降低了搜索成本和資源約束，為企業(yè)提供了更大的緩沖空間。但也可能減弱外部監(jiān)督，誘發(fā)高管機會主義和自利行為，加劇商譽泡沫。

然而，面臨較大負向期望差距時，高財務冗余可能抑制商譽泡沫。高財務冗余提供更多戰(zhàn)略選擇和靈活性，減少了對并購的依賴，有助于探索新項目和市場機會。同時，財務冗余增強了決策者信心，減少并購焦慮，有助于審慎評估并購價值，抑制商譽泡沫。因此，在不同程度的負向期望差距下，高財務冗余對商譽泡沫的影響復雜且動態(tài)。據(jù)此，本文提出假設：

H3：財務冗余削弱了負向業(yè)績期望差距與商譽泡沫之間的U型關系。

2.4 經(jīng)濟政策不確定性的調節(jié)作用

經(jīng)濟政策不確定性指經(jīng)濟主體難以準確預測政府經(jīng)濟政策變動的狀態(tài)，涉及政策預期、實施及后果等多個層面[10]。從信號理論視角看，這種不確定性影響企業(yè)傳遞的信息和信號，深刻影響企業(yè)外部經(jīng)營環(huán)境，使其行為高度依賴政府政策導向。因此，經(jīng)濟政策不確定性在負向績效反饋對商譽泡沫的影響中起重要調節(jié)作用。

面臨較小的負向期望差距時，高經(jīng)濟政策不確定性傾向于抑制商譽泡沫。高不確定性下，決策者會更積極尋求新信息，靈活調整戰(zhàn)略，將資源分散至新領域。同時，政策不確定性導致市場需求頻繁調整，增加企業(yè)風險和業(yè)績波動，促使企業(yè)并購時更謹慎，進行充分調研分析，抑制并購溢價。然而，面對較大的負向期望差距，高經(jīng)濟政策不確定性可能推動商譽泡沫。企業(yè)面臨生存壓力，決策者傾向采取激進措施以挽救企業(yè)。在企業(yè)行為理論的框架下，經(jīng)濟政策不確定性會影響企業(yè)的戰(zhàn)略制定和決策過程。面對經(jīng)濟政策不確定性，企業(yè)可能采取保守策略或尋求新機遇。決策者因擔心錯失市場機遇而急于并購，導致誤判并購價值和商譽泡沫。此外，不確定性加劇并購雙方信息不對稱，增加目標方信息披露選擇空間，提高主并方評估難度[11]，更易發(fā)生高估現(xiàn)象，擴大商譽規(guī)模。據(jù)此，本文提出假設：

H4：經(jīng)濟政策不確定性增強了負向業(yè)績期望差距與商譽泡沫之間的U型關系。

3 研究設計

3.1 樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文選取2011—2021年滬深A股上市企業(yè)作為研究對象。本文所用數(shù)據(jù)來c96f4da317215e461082edbdc76a9fed自CSMAR數(shù)據(jù)庫，并按以下標準篩選樣本：（1）排除存在數(shù)據(jù)缺失的樣本；（2）排除金融保險行業(yè)；（3）排除ST、*ST公司。最終獲得27751個樣本。

3.2 變量選擇與度量

3.2.1 被解釋變量

本文借鑒魏志華和朱彩云（2019）的研究方法，利用模型（1）對樣本公司進行回歸分析，預測公司商譽的期望值。通過計算實際商譽與預測值之差，度量商譽泡沫的程度 [1]：

GWi，t=a0+a1Cashi，t+a2Buyeri，t+a3Gw_ingi，t+a4Sizei，t+a5ROAi，t+a6Growthi，t+a7Mholdi，t+a8Duali，t+Yeart+Indt+εi，t（1）

式中，GWi，t代表公司i在年度t的商譽金額，經(jīng)年末總資產(chǎn)調整；Cashi，t為啞變量；Buyeri，t表示買方支出價值，即并購對價總和；Gw_indi，t為同行業(yè)年度商譽均值；Sizei，t為公司規(guī)模；ROAi，t為盈利能力；Growthi，t為成長能力；Mholdi，t為管理層持股水平；Duali，t為兩職合一啞變量。此外，Year和Ind分別控制年份和行業(yè)的影響。

3.2.2 解釋變量

本文借鑒Chen（2008）的方法，選用總資產(chǎn)回報率作為衡量企業(yè)業(yè)績的指標?；跇I(yè)績反饋理論，文章區(qū)分了歷史業(yè)績預期差距和行業(yè)業(yè)績預期差距。其中，歷史業(yè)績預期差距APG作為核心解釋變量，而行業(yè)業(yè)績預期差距則用于穩(wěn)健性檢驗。APG指企業(yè)當年實際業(yè)績低于當年歷史預期業(yè)績的差值。參照Chen（2008）的遞歸度量公式，自變量相對于因變量滯后一期進行測量[11]：

Ai，t-1=a1Pi，t-2+（1-a1）Ai，t-2（2）

式中，Ai，t-1是公司i在第t年的歷史預期業(yè)績，而Pi，t-2在第t-2年的實際業(yè)績。a1前期實際業(yè)績與預期業(yè)績的相對重要性，取值介于[0，1]，本文遵循Chen（2008）的研究，取a1=0.6。需明確的是，Ai，0是公司i初始預期業(yè)績，以第0期實際業(yè)績替代。此外，參照王菁等（2014）的研究，對歷史業(yè)績預期差距進行截尾處理[12]。

3.2.3 調節(jié)變量

（1） 高管過度自信

本文參考魏哲海（2018）的方法，構建管理者過度自信指標（OC），通過對性別、年齡、學歷以及兩職合一情況進行打分[13]。

（2） 財務冗余

本文參考Vanacker（2013）的定義，將財務冗余（Slack）定義為現(xiàn)金和現(xiàn)金等價物與總資產(chǎn)比值與行業(yè)均值之比[14]。

（3） 經(jīng)濟政策不確定性

本文對經(jīng)濟政策不確定性（EPU）的衡量，參考Baker （2016）構建的政策不確定指數(shù)，將月度指數(shù)取12個月的算術平均并除以100轉換為年度指數(shù)[15]。

3.2.4 控制變量

本文參考鐘熙等（2022）的研究，將企業(yè)的公司規(guī)模（Size）、公司成立年限（FirmAge）、資產(chǎn)負債率（Lev）、現(xiàn)金流比率（Cashflow）、兩職合一（Dual）以及第一大股東持股比例（TOP1）作為控制變量[16]。

3.2.5 模型建立

為檢驗提出的假說1，本文建立公式：

GW_excessi，t=α0+β1APGi，t+β2APG2i，t+βi∑Controlsi，t+Yeari+Industryi+εi，t（3）

其中，GW_excessi，t代表企業(yè)i第t年的商譽泡沫；APGi，t代表企業(yè)i第t年的業(yè)績期望差距；APG2i，t代表企業(yè)i第t年的業(yè)績期望差距的平方項；Controlsi，t為控制變量組，式（1）的控制變量包括企業(yè)的公司規(guī)模、公司成立年限、資產(chǎn)負債率、現(xiàn)金流比例、雙職合一和第一大股東持股比例；εi，t為隨機擾動項；另外，還控制年份Yeari行業(yè)（Industryi）固定效應。

進一步地，本文通過加入交互項建立式（2）、式（3）和式（4），分別檢驗經(jīng)濟政策不確定性、高管過度自信和財務冗余分別對企業(yè)業(yè)績期望差距影響商譽泡沫的調節(jié)情況：

GWexcessi，t=a0+β1APGi，t+β2APG2i，t+β3Zi，t×APGi，t+β5Zi，t×APG2i，t+βi∑Controlsi，t+Yeari+Industryi+εi，t（4）

其中，Zi，t調節(jié)變量，包括高管過度自信（OC財務冗余）Slack經(jīng)濟政策不確定性（EPU）。此外，其他變量與式（1）中的設定一致，該模型同樣控制了年份和行業(yè)固定效應。

4 實證分析

4.1 主效應檢驗

為了深入探討業(yè)績期望差距與企業(yè)商譽泡沫之間的關聯(lián)，研究結果顯示，無論是否增加控制變量，負向業(yè)績期望差距的回歸系數(shù)均顯著為負（無控制變量時，β=-0.0938， p＜0.01；引入控制變量后，β=-0.0639，p＜0.01）。同時，負向業(yè)績期望差距平方項的回歸系數(shù)亦呈現(xiàn)顯著為正的特征（無控制變量時，β=0.0192，p＜0.01；加入控制變量后，β=0.0136，p＜0.01）。這一發(fā)現(xiàn)揭示了負向業(yè)績期望差距與商譽泡沫之間的復雜關系：適度的負向業(yè)績期望差距有助于降低企業(yè)商譽泡沫的風險，然而，當這種差距過大時，可能引發(fā)“孤注一擲”效應等不利因素，進而增加企業(yè)商譽泡沫的可能性。簡而言之，負向業(yè)績期望差距與商譽泡沫之間存在先下降后上升的正U型關系，從而驗證了本文的假設H1。

4.2 調節(jié)作用檢驗

4.2.1 高管過度自信

通過模型（1）實證分析結果顯示，高管過度自信與負向業(yè)績期望差距平方項的交互項回歸系數(shù)顯著為正（β=0.1461，p＜0.01）表明在相同的負向業(yè)績期望差距下，自信程度較高的高管所在企業(yè)，其負向業(yè)績期望差距與商譽泡沫之間的正U型關系更顯著。這一發(fā)現(xiàn)驗證了本文的假設H2，并揭示了高管過度自信在兩者關系中的強化作用。

4.2.2 財務冗余

模型（2）實證結果顯示，財務冗余與負向業(yè)績期望差距平方項的交互項系數(shù)顯著為負（β=-0.0345，p＜0.01），表明在面臨業(yè)績落差時，財務冗余充足的企業(yè)商譽泡沫風險較低。這驗證了假設H3，并強調了財務冗余在緩解商譽泡沫風險中作用。在負向業(yè)績期望差距的情境下，財務冗余支持企業(yè)采取穩(wěn)健決策，減少冒險行為，抑制商譽泡沫形成。同時，財務冗余還為企業(yè)提供風險緩沖，保持經(jīng)營的連續(xù)性和穩(wěn)定性，進一步降低商譽泡沫風險。

4.2.3 經(jīng)濟政策不確定性

模型（3）的實證結果顯示，經(jīng)濟政策不確定性與負向業(yè)績期望差距平方項的交互項系數(shù)顯著為正（β=0.0208， p＜0.01），驗證了假設H3，表明經(jīng)濟政策不確定性具有正向調節(jié)效應。從信號理論視角來看，經(jīng)濟政策不確定性影響企業(yè)市場判斷，增加決策復雜性，可能導致企業(yè)采取激進或保守策略。企業(yè)可能通過調整并購或商譽管理傳遞積極信號，但也可能加劇商譽泡沫，因過度依賴商譽而忽視實際績效改善。一方面，企業(yè)可能因擔憂政策變化而謹慎投資，加劇業(yè)績下滑與商譽泡沫的正U型關系；另一方面，一些企業(yè)可能冒險投資以應對不確定性，增加商譽泡沫風險。

綜上所述，高管過度自信和經(jīng)濟政策不確定性對商譽泡沫具有正向調節(jié)作用，而財務冗余則發(fā)揮反向調節(jié)作用。這些發(fā)現(xiàn)既體現(xiàn)了企業(yè)行為理論中管理者心理特質和行為傾向對企業(yè)決策的影響，也揭示了信號理論在解釋外部環(huán)境不確定性如何影響企業(yè)決策和商譽泡沫形成中的作用。

4.3 內(nèi)生性檢驗

本文運用以下方法展開內(nèi)生性檢驗，所得結論與基準結果保持一致。（1）為了避免樣本選擇偏誤問題，本文參考杜勇等的研究方法，通過傾向得分匹配技術對樣本進行處理。（2）為處理業(yè)績預期差距的內(nèi)生性問題，本文借鑒連燕玲等（2014）的研究方法，選擇企業(yè)規(guī)模與存續(xù)期作為工具變量，并運用兩階段最小二乘法（2SLS）對模型進行內(nèi)生性處理。（3）借鑒Lemmon和Lins（2003）的研究思路，本文采用自變量滯后兩期的方法來解決內(nèi)生性問題。這種處理方式有助于更準確地估計變量之間的關系，降低內(nèi)生性對研究結果的影響。（4）為緩解遺漏變量可能導致的內(nèi)生性問題，本文進一步控制了省份—時間固定效應。

4.4 穩(wěn)健性檢驗的深化

為了進一步驗證結論的穩(wěn)健性，本文分別采用（1）將行業(yè)業(yè)績差距作為歷史業(yè)績差距的替代變量進行回歸，其余步驟保持不變。（2）參考魏志華和朱彩云（2019）的研究，本文分別采用上市公司標準化商譽減同年度同行業(yè)企業(yè)標準化商譽的中位數(shù)和均值作為新的被解釋變量進行回歸。（3）鑒于我國并購規(guī)模在2016年達到峰值后逐步回落并趨于穩(wěn)定，本文調整了回歸年份范圍，采用2016—2021年的數(shù)據(jù)進行分析后進一步證明了本文結論的穩(wěn)健性。

5 研究結論及建議

本文以我國2007—2022年A股上市公司為樣本，結果發(fā)現(xiàn)，企業(yè)的業(yè)績期望差距對商譽泡沫并非呈現(xiàn)簡單的線性關系，而是隨著企業(yè)業(yè)績期望差距的增大，商譽泡沫呈現(xiàn)正“U型”變化。進一步地，本文發(fā)現(xiàn)高管過度自信和經(jīng)濟政策不確定性起正向調節(jié)作用，而財務冗余起反向調節(jié)作用。基于上述結論，本文提出以下政策啟示：

對企業(yè)而言，首先應理性對待業(yè)績期望差距，避免策略過于激進或保守。面對較大差距，應深入分析原因，通過提升內(nèi)部運營效率與產(chǎn)品結構等逐步縮小差距，而非過度依賴外部擴張。同時，設立合理業(yè)績目標，減少商譽泡沫風險。其次，注重高管團隊建設，并加強決策監(jiān)督。最后，密切關注政策變化，預判風險，及時調整策略，并合理利用財務冗余資源，提升企業(yè)財務穩(wěn)健性。

政府應首先加強金融監(jiān)管，建立商譽泡沫預警機制，定期監(jiān)測上市公司商譽狀況，及時預警風險[17]。同時，嚴格監(jiān)管可能導致商譽泡沫的交易，防止企業(yè)過度擴張或高風險投資。其次，完善企業(yè)信息披露制度，要求上市公司充分披露商譽情況，提高透明度，助力投資者和監(jiān)管機構做出更明智的決策。最后，政府應通過政策引導，鼓勵企業(yè)樹立理性發(fā)展觀念，制定產(chǎn)業(yè)發(fā)展規(guī)劃時考慮行業(yè)競爭態(tài)勢和企業(yè)實際情況，避免盲目追求規(guī)模和速度，同時支持創(chuàng)新和技術改造，推動企業(yè)高質量發(fā)展。

參考文獻

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