企业并购商誉、无形资产与市场价值

田丽丽

一、引言

随着我国市场经济的竞争日益激烈，上市企业并购活动逐年增多，通过实施并购以化解财务危机并获取盈利，企业在财务报告中确认并购商誉的现象也随之增多。商誉的实质在于其能够为企业在未来持续经营中带来超额收益[1]。我国现行企业会计准则要求将商誉在合并财务报表中单独列报，将商誉和无形资产予以分离，以彰显并购商誉对企业财务状况、经营成果、现金流量乃至市场价值的重要影响。然而，近年来资本市场中大量的并购活动在为上市企业带来巨额商誉的同时，也开始成为并购风险的“蓄水池”。商誉信息能否客观地体现其真实价值，已不仅仅是会计信息质量的要求，更关系到资本市场的长远发展以及对利益相关者权益的有效保护。

我国低成本无差异化竞争优势及资源优势日趋弱化，通过创新形成核心竞争力，以创新驱动发展将成为企业未来运营的主流模式。可持续发展的关键在于寻求可持续的内生动力，亦即技术创新的不断完善。创新是实现经济增长和提升竞争力的关键举措[2]，创新的成果将转化为企业拥有自主知识产权的无形资产。无形资产在企业发展过程显现出愈发重要的作用，如果企业自主创新能力不强，将制约增长方式的转变与可持续发展。提高无形资产占有率，掌握自主知识产权，将是提高企业核心竞争力的有效途径。

基于以上现实考虑，本研究立足于我国的资本市场，关注上市企业会计信息披露的决策有用性，深入考察并购商誉和无形资产的价值相关性，分析并购商誉与无形资产是否为企业带来协同竞争效应，进而促进企业市场价值水平的有效提升，以期为监管机构对企业运营活动的监督管理提供经验证据及政策建议。

二、理论分析与研究假定

商誉源于企业形成的良好声誉、卓越的经营绩效和管理效率、生产技术的垄断以及地理位置等天然优势，是能够为企业带来超额收益的潜在经济价值，是企业个体收益与行业平均收益差异的资本化价格[3]。

从总体来看，现有研究认可商誉是企业超额盈利能力的反映，应该确认为企业的一项资产[4][5]。我国《企业会计准则第20号——企业合并》明确规定，购买方的合并成本大于并购中取得的被购买方可辨认净资产公允价值份额的差额，应确认为合并商誉。可见，商誉存在于企业持续经营过程中，商誉确认与并购活动相关。商誉与其他资产不同，它是企业发展过程中在知识、人力资本等各种生产要素的交互作用中形成的，是不能单独辨认的资源[6]。Chauvin、Hirschey[7]研究发现，制造业企业的商誉对自身盈利能力、市场价值均具有积极影响。商誉后续计量的会计政策变更促进企业积极披露私有信息，以缓解信息不对称状况[8]。依据“超额收益论”，商誉是超额获利能力的外在表现。投资者对企业披露的商誉信息进行评估，甄别商誉所体现出的价值，以期提升投资效率，进而拥有商誉的企业将在运营效率上呈现出较大优势。

调查结果显示，由四大会计师事务所审计或报告商誉的企业通常拥有较低的资本成本[9]。企业以商誉资产作为抵押品进行预期债务筹资，可以最大限度地提高企业价值[10]。傅超等[11]基于我国A股非金融类上市企业财务数据，发现并购商誉为企业带来了超额收益。企业并购产生的商誉与股票投资回报和财务市场绩效均呈现出显著的正相关关系[12]。可见，国内外学者一致认为，基于对未来经营业绩合理预期的商誉信息具有价值相关性。那么，在《企业会计准则》（2006）实施后，伴随着上市企业并购活动而生的商誉资产是否会虚增企业的市场价值？根据决策有用观，企业在持有商誉期间往往具有较强的获利能力。企业并购整合产生协同效应，获取的收益、现金流量将超过并购各方单独运营产生的收益和现金流量。商誉可以向资本市场传递出决策有用的会计信息。当企业在财务报告中披露商誉信息后，理性的投资者在评估企业价值时将对其进行充分考虑。投资者依据商誉信息做出投资决策，引起证券市场上个股股价的波动，可视为个股股价对商誉信息的消化吸收，进而影响到企业的市场价值。并购正商誉的披露促使投资者预期企业市场价值增加，并将资金投入具有较高价值的正商誉的目标企业，推动个股股票交易价格上升，进而推动企业市场价值上升。基于以上分析，提出以下研究假设：

假设1：并购商誉能够有效提升企业的市场价值水平，即并购商誉与企业市场价值呈显著正相关关系。

面对复杂多变的竞争环境，无形资产作为体现创新及可持续发展水平的重要资源，与企业的核心竞争力信息相关，是主要以知识产权形式存在的经济资源[13]。经济利益和无形资产之间的关联随国际财务报告准则的变更而改变[14]。企业技术创新是购建无形资产的重要路径，在企业整体经营中扮演着至关重要的角色[15]。

Brown et al.[16]指出，20世纪90年代美国的创新高潮为资本市场所推动，发达的资本市场可以有效地向缺乏内部资金的高科技企业提供研发资金。企业“长寿”的共同特征在于坚持创新，尤其是无形资产创新[17]，产业创新平台是由关键技术决定的产业链上的相关群体构建的自适应系统[18]。我国“营改增”政策明显促进了信息技术服务业创新型无形资产投资，有利于形成研发创新的经济氛围[19]。胡川、戴浩[20]研究认为，以无形资产为驱动的创新有利于提升核心竞争力并创造企业价值，是可持续增长的必经之路。无形资产对经济增长和结构转型升级的效用日益凸显，我国无形资产对经济增长的贡献比率达到30%[21]。

创新活动形成自主知识产权，为企业提供核心技术，掌控行业发展主动权。企业面临融资约束时，研发投资与现金流量之间呈现较强的正相关关系[22]。要想加快社会经济发展，必须以无形资产国际化战略为前提，在创新的基础上拓展无形资产[23]，这将有利于在运营成本不断增加的同时实现产业转型升级，加快企业向高端价值链转变。当创新活动推动无形资产规模扩大时，投资者就会预期企业核心竞争力提升，企业由此实现内涵式发展。在预期企业具有可持续竞争优势时行，投资者将加大资金投放力度，驱动个股股价上涨，进一步提高企业的市场价值。基于以上分析，提出以下研究假设：

假设2：企业对无形资产的拥有将有效提升企业的市场价值，即企业的无形资产拥有量与其市场价值呈显著正相关关系。

三、数据来源、变量定义与模型设定

选取2010～2015年连续六个会计年度公开上市交易的企业作为样本，数据来自于CSMAR数据库，对样本进行如下处理：剔除金融、保险类样本企业；剔除ST、∗ST的样本企业；剔除财务指标数据缺失的样本企业，最后得到922家样本企业的财务数据作为有效观测值。采用统计软件Stata 14.0对数据进行描述性统计和回归分析。

本研究将采用苑泽明等[24]基于技术创新理论、核心竞争力理论以及可持续竞争优势理论构建的无形资产指数评价指标体系进行分析。该指标体系中，与市场价值相关的指标涉及市场竞争力和可持续发展力。而对市场竞争力加以度量的指标有品牌优势和市场占有率，品牌优势采用销售费用与营业收入的比值加以度量，市场占有率采用企业销售收入与行业总销售收入的比值加以度量，将它们作为控制变量，以衡量其对企业市场价值的影响。可持续发展力指标有资本积累率和无形资产占有率，采用资本积累率作为控制变量，衡量企业的发展水平，计算取值为所有者权益合计本期变动额与所有者权益期初值的比值；无形资产占有率采用无形资产总额与资产总额的比值加以度量，并将无形资产占有率作为解释变量，考察其对企业市场价值水平的影响力。

确认“合并商誉”的原因在于寻找客观存在的证据[25]。由此，选用并购商誉占比（并购商誉净额/总资产）作为解释变量，衡量其对企业市场价值的影响。被解释变量选用托宾Q值（市值/资产总计）衡量企业的市场价值水平。各变量的名称及计算方法如表1所示。

为检验前文假设的合理性，在控制其他影响因素的前提下，构建如下回归模型并对参数进行面板数据回归估计，分别用于检验前文假设1和假设2。

四、描述性统计与相关性分析

1.描述性统计。表2报告了变量的描述性统计结果。从表2可以看出，被解释变量托宾Q值（TQ）均值为1.9800，最大值为126.4984，最小值仅为0.0826，表明企业市场价值呈现较大差异。解释变量并购商誉占比（GW）中位数为0，最大值0.6890，标准差为0.0361，表明上市企业通过控股合并形成并购商誉的状况在我国资本市场已屡见不鲜。解释变量无形资产占有率（IA）均值仅为5.10%，标准差为0.0510，表明从总体来看，企业对无形资产拥有量的比重偏低，通过提升无形资产比重进而实现创新驱动增长的道路依然漫长。这一结果表明我国企业应充分关注自主研发能力的不断提升，加大研发支出投入力度，提高研发人员素质，提升技术创新能力，以创造出更高的市场价值。

表1 变量名称及说明

表2 变量的描述性统计

控制变量中，管理层持股数（Mhldn）的均值为3.87%，标准差为0.1217。总体来看，管理层持股比重不高，而且在不同企业间呈现出较大差异性。企业规模（LnAsset）的标准差为1.2090，表明资本市场中上市企业呈现出规模差异。经营现金流（CFO）最小值为负值，取值为-0.0598，表明上市企业的现金流量状况并不尽如人意，仍有部分或个别企业的运营收益质量偏低，对利益相关者的权益会造成一定程度的损害。品牌优势（BRAND）均值为6.31%，中位数取值为3.82%，表明平均而言，企业将营业收入的3%～6%作为产品销售费用，以提升企业产品的品牌价值。市场占有率（MARKET）均值为0.54%，最大值为31.03%，表明部分企业在产品销售市场上存在一定的垄断优势。资本积累率（CAR）的均值为24.03%，总资产净利润率（ROA）的均值为3.82%，综合杠杆（DTL）的中位数为1.5378，权益乘数（EM）的中位数为1.9806，收益留存率（RR）的均值为74.66%，以上结果表明，在企业平稳发展的前提下，由于负债经营，企业面临较大的偿债压力和运营风险，总体收益水平不高，向投资者分配股利比重亦偏低。在这种现实背景下，要想发挥并购商誉的效用，就要通过并购整合以产生协同效应，获取超过并购各方单独运营产生的效益。同时，企业需要通过创新获得核心技术，掌握行业发展主动权，形成具有自主知识产权的无形资产，实现产业升级，持续向价值链高端迈进。审计意见类型（AUDIT）的均值为0.9761，表明审计师普遍认为上市企业的财务报告能够按照《企业会计准则》和相关会计制度规定编制，在所有重大方面能够公允反映企业财务状况、经营成果和现金流量，确保了本文所采用的数据为企业运营状况的可靠反映。

2.相关性分析。表3是变量之间的相关性分析结果。由表3可知，并购商誉占比（GW）与托宾Q值（TQ）在1%的显著性水平上正相关，说明提升并购商誉水平可以有效促进企业市场价值提升。无形资产占有率（IA）在5%的显著性水平上与托宾Q值（TQ）显著正相关，表明在创新驱动背景下，提升企业的创新水平形成可辨认的无形资产，可以在一定程度上有效提升企业市场价值，以有效保护利益相关者的权益。控制变量中，管理层持股数量（Mhldn）、经营现金流（CFO）及品牌优势（BRAND）均与托宾Q值（TQ）在1%的显著性水平上正相关，而企业规模（LnAsset）、市场占有率（MARKET）、审计意见类型（AUDIT）、权益乘数（EM）均与托宾Q值（TQ）在1%的显著性水平上负相关；解释变量与被解释变量之间具有显著的相关关系，验证了前文假设及回归分析模型设定的合理性。此外，表3中变量之间的两两相关系数的绝对值最大值为0.3848，规避了解释变量与控制变量之间的严重多重共线性问题，为进一步的回归分析提供了可靠保证。

五、模型回归结果分析

由于本文分析的数据为面板数据，可以使用的估计方法包括固定效应估计、随机效应估计以及混合普通OLS法。对模型（1）和模型（2）进行固定效应回归分析，发现F检验的P值均为0.0000，由此认为固定效应回归明显优于混合回归。对模型（1）和模型（2）进行固定效应与随机效应Hausman检验均发现chi2＜0，表明应该使用固定效应模型，而非随机效应模型。由此，使用固定效应模型进行分析，回归结果如表4所示。

如表4所示，在模型（1）与模型（2）中，并购商誉占比（GW）回归系数估计值分别为2.9659和2.8024，且分别在1%和5%的显著性水平上为正，表明作为不可辨认的无形资源，商誉的存在意味着未来或有现金的流入。投资者预期拥有正商誉的企业未来将具有良好的运营状况，企业具有较强的盈利能力，股票价值将会提高。投资者通常会大量购入拥有正商誉企业的股票，促使个股股价上涨。由此，提升企业的并购商誉水平，将有效促进企业市场价值的提升，假设1得以验证。对个体企业而言，应加强风险管理，充分发挥商誉品牌优势，进一步提升产品创新优势及核心竞争力，促进企业的长期可持续发展[26]。

表3 变量的相关系数

表 4 模型（1）与模型（2）回归系数统计结果

在模型（2）中，无形资产占有率（IA）的回归系数估计值在5%的水平上显著为负。并购商誉占比与无形资产占有率交互项（GW×IA）的回归系数估计值为负，但不具有统计意义上的显著性。从表面看来，无形资产对企业市场价值的提升具有阻滞效用，与前文假设2预期不符，原因可能在于解释变量的内生性问题，抑或是无形资产内部结构不合理。例如，《企业会计准则》所界定的无形资产包含了土地使用权，而其作为一项自然资源大多来源于行政许可，区别于作为智力成果的技术性无形资产，与核心竞争力通常没有较强的相关关系[27]。

图1与图2描述了无形资产占有率（IA）均值与托宾Q值（TQ）均值的变化趋，2010～2015年无形资产占有率（IA）均值先上升后下降呈倒V形，在2012年取最大值；托宾Q值（TQ）均值先降后升呈现出U形变动趋势，在2012年取最小值。图1和图2表明，企业无形资产对其市场价值的提升存在一定的滞后性。

图1 平均无形资产占有率（AI）变动趋势

图2 平均托宾Q值（TQ）变动趋势

模型（1）与模型（2）的控制变量中，管理层持股数（Mhldn）、经营现金流（CFO）及市场占有率（MARKET）的回归系数均在1%的水平上显著为正，表明加强对运营管理人员的股权激励，加速资金周转以提升企业运营收益质量，以及增加企业营业收入占行业总营业收入的比重，都将向资本市场传递利好信息，对企业市场价值的进一步提高具有积极的促进作用。然而，企业规模（LnAsset）、品牌优势（BRAND）及审计意见类型（AUDIT）回归系数均在1%的水平上显著为负，资本积累率（CAR）回归系数在模型（1）和模型（2）中分别在10%和5%的水平上显著为负，表明对作为市场经济微观个体的企业而言，一味追求规模扩张且为了提升品牌影响力而增加广告宣传费用支出，不仅没有促进企业市场价值的有效提升，反而起到了反向作用。这一结果表明，要想大力发展我国资本市场，必须引导投资者正确理解和支持企业创新，践行“大众创业、万众创新”的理念，为企业创新营造良好的环境和氛围。而且，外部审计作为独立的第三方鉴证评价机制，可以缓解“信息不对称”引致的负面影响，合理保证财务信息质量。高质量的外部审计可以有效抑制企业利用商誉减值进行盈余管理的动机[28]，从而降低信息不对称，帮助投资者识别企业通过财务舞弊虚增市场价值等现象。模型（1）和模型（2）中总资产净利润率（ROA）、综合杠杆（DTL）、权益乘数（EM）及收益留存率（RR）的回归系数估计值不具有统计意义上的显著性。

六、进一步分析

模型（1）中的解释变量并购商誉占比（GW）、模型（2）中的解释变量无形资产占有率（IA）作为提升企业市场价值的手段，在实现企业市场价值提升的同时，可能会与被解释变量存在一定的互为因果关系，使得模型中解释变量具有内生性。在这里滞后变量可视为前定变量，与当期扰动项没有直接的相关关系。模型（2）中的解释变量无形资产占有率（IA），其对企业市场价值的促进作用往往具有一定的滞后性。同时，内生解释变量与其一阶滞后变量往往具有较强的相关性。由此，在两个模型中分别使用各自解释变量的一阶滞后项作为工具变量，采用工具变量法进行固定效应回归分析，回归系数统计结果如表5所示。

如表5所示，在模型（1）与模型（2）中，并购商誉占比（GW）滞后一期值回归系数估计值分别为7.1947和2.5663，且分别在5%和10%的水平上显著为正，前文假设1得以验证。可见，若信息披露是无偏的，那么商誉水平越高的企业市场价值也越高；反之亦反。作为不可辨认的无形资源，并购商誉是企业能力的外在表现，企业拥有正商誉意味着其拥有高于同业平均水平的获利能力，进而降低交易风险和成本并体现出价值内涵[29]，企业的市值实际上取决于未来盈利的现值。

模型（2）中的解释变量无形资产占有率（IA）滞后一期值回归系数估计值为5.4680，且在10%的水平上显著为正，前文假设2得以验证。从某种意义上来说，产业转型升级的重要途径在于提升无形资产投资比重，加大无形资产投入力度，形成具有竞争优势的技术性无形资产，如由研发活动形成的无形资产，其将成为竞争对手不易模仿的优势[30]，从而提高企业市场价值。

表5 模型（1）与模型（2）工具变量法固定效应回归系数统计结果

提升企业的无形资产价值，日渐成为战略扩张的关键路径。在激烈竞争的环境中，并购活动是提高核心竞争力的重要举措，充分发挥商誉的价值创造能力，有利于企业获得较大的竞争优势。但是，在模型（2）中，并购商誉占比（GW）与无形资产占有率（IA）滞后一期值交乘项回归系数估计值为正，但不具有统计意义上的显著性，意味着并购商誉并未与无形资产发挥出协同效应，并购商誉未成为具有竞争优势的无形资产创造价值的有效驱动因素，未能促进企业市场价值的有效提升。这一结果表明，由于投资者忽略了并购商誉的长期价值效应，我国资本市场并未推动企业实现有效的自主创新[31]。发达资本市场可以降低企业面临的融资约束与财务风险，确保研发投资的连续性并促进企业创新[32]。企业应在并购以后发挥在管理、财务、经营等方面的协同优势，提高产品及服务质量，占据行业优势地位，提升资金使用效率，节约资金使用成本，进而有效发挥商誉和无形资产的价值创造能力。

模型（1）与模型（2）的控制变量中，管理层持股数（Mhldn）与经营现金流（CFO）回归系数估计值均在1%的水平上显著为正，市场占有率（MARKET）回归系数估计值均在5%的水平上显著为正，再次证明加强对运营管理人员的股权激励，能够有效促进企业市场价值水平的提升。然而，企业规模（LnAsset）回归系数均在1%的水平上显著为负，品牌优势（BRAND）回归系数在模型（1）和模型（2）中分别在5%和10%的水平上显著为负，资本积累率（CAR）回归系数估计值在模型（1）中在5%的水平上显著为负，再次表明仅仅追逐规模扩张和提升品牌影响力而增加销售费用，不仅不能有效提升企业市场价值，反而起到了反向作用。总资产净利润率（ROA）、审计意见类型（AUDIT）、综合杠杆（DTL）、权益乘数（EM）及收益留存率（RR）回归系数均不具有统计意义上的显著性。

七、稳健性测试

依据《国际会计准则第22号——企业合并》，并购成本超过购买方所购买的可辨认资产和负债的公允价值中的权益的差额，应作为商誉确认为资产，由商誉产生的未来现金净流入体现为超额收益。考虑到市场价值与个股投资回报率之间具有的内在关系，较高的市场价值通常意味着较高的个股投资回报率，从图2、图3与图4也可以看出两者的对应关系。其中，图3是不考虑现金红利再投资的年个股回报率均值趋势图，图4是考虑现金红利再投资的年个股回报率均值趋势图。由此，在模型（1）中将被解释变量托宾Q值（TQ）替换为不考虑现金红利再投资的年个股回报率（Yretnd），再次进行回归分析。同时，结合图1与图2可以发现，无形资产对企业市场价值的影响的滞后两期效应更为明显。在模型（2）中，将解释变量——无形资产占有率（IA）替换为滞后两期值再次进行回归分析。

图3 不考虑现金红利再投资的年个股回报率均值

图4 考虑现金红利再投资的年个股回报率均值

对模型（1）和模型（2）使用固定效应回归后发现，F检验的P值均为1.0000，认为混合效应回归优于固定效应回归。可见，在稳健性测试中应采用工具变量法混合效应模型进行回归分析，回归结果如表6所示。

由表6可以发现，模型（1）中并购商誉占比（GW）回归系数估计值在1%的水平上显著为正，与前文表4及表5分析结果一致。这一结果表明，在企业并购过程中，购买方之所以愿意付出超额对价，是因为其预期被购买方在并购后能够获取超额收益的协同效应。从某种程度上来看，确认的商誉价值越高，当期的财务绩效及个股投资回报水平越好。控制变量中，管理层持股数（Mhldn）与总资产净利润率（ROA）回归系数估计值均在1%的水平上显著为正，市场占有率（MARKET）、资本积累率（CAR）回归系数估计值分别在5%及10%的水平上显著为正，表明强化对管理人员的股权激励，提升运营收益和市场占有率，既促进了企业市场价值的提高，又推动了个股投资回报水平的显著提升；有效的资本积累，同样可以增加企业的个股投资回报。然而，企业规模（LnAsset）回归系数估计值在1%的水平上显著为负，品牌优势（BRAND）回归系数估计值在5%的水平上显著为负，不仅没有有效提升企业市场价值，反而成为个股投资回报有效提升的负面影响因素。经营现金流（CFO）、审计意见类型（AUDIT）、综合杠杆（DTL）、权益乘数（EM）及收益留存率（RR）回归系数估计值不具有统计意义上的显著性，与表4中对模型（1）的分析结果基本保持一致。

在模型（2）中，无形资产占有率（IA）滞后两期值回归系数估计值为2.3950，且在1%的显著性水平上为正，再次验证了假设2。研发投资资本化形成无形资产对未来经济增长具有创新引领作用，亦体现出新经济增长理论在现实中的趋同性[33]。加大无形资产投资力度及无形资产投入强度，是产业转型升级的必要路径。并购商誉占比（GW）与无形资产占有率（IA）滞后两期值交互项回归系数估计值为负，不具有统计意义上的显著性，表明并购商誉并未与无形资产发挥协同效应，并购商誉并未成为具有竞争优势的无形资产创造价值的有效驱动因素，未能提升企业市场价值水平，与表5的分析结果保持一致。这一结果表明，并购商誉为资本市场注入活力的同时，因其较大的专业判断空间而成为企业运营风险的“蓄水池”，隐含着较大的商誉减值风险，而且商誉减值存在盈余平滑和“洗大澡”等盈余管理动机[34]。对监管机构而言，需要同步跟进并完善商誉减值等配套准则，保护利益相关者的权益和资本市场的健康发展。

控制变量中，经营现金流（CFO）、市场占有率（MARKET）的回归系数估计值在1%的水平上显著为正，品牌优势（BRAND）的回归系数在5%的水平上显著为正，表明在无形资产对企业价值两期滞后效应更为明显的前提下，提升企业运营收益质量和市场占有率，适度增加业务宣传费用支出，可以提高企业市场价值水平。企业规模（LnAsset）与总资产净利润率（ROA）回归系数估计值分别在1%与10%的水平上显著为负，表明若企业仅追逐规模扩张，即使暂时提升了资产收益水平，但因为忽略了收益质量的实质性改善，也很可能向资本市场传递出利空信号，进而阻碍市场价值的有效提升。审计意见类型（AUDIT）的回归系数估计值在10%的水平上显著为负，表明审计师针对市场价值相关问题保持了谨慎态度，对财务报告的合法性及公允性提供了可靠的合理保证，高质量的外部审计显著减弱了商誉减值对分析师盈余预测的不利影响[35]，这也保证了本文所获数据及分析结果的可依赖程度。

表6 模型（1）与模型（2）工具变量法混合效应回归系数统计结果

管理层持股数（Mhldn）回归系数估计值不具有统计意义上的显著性，与前文表4及表5分析结果呈现出一定差异。可能的原因在于，针对管理层的股权激励应立足于长期价值，实现管理层与股东共担风险，使创新收益权与控制权相匹配，进而契合创新收益。资本积累率（CAR）、综合杠杆（DTL）、权益乘数（EM）及收益留存率（RR）回归系数估计值均不具有统计意义上的显著性，与前文表4模型（2）的分析结果保持一致。

八、结语

本文基于会计信息决策有用性视角，考察并购商誉与无形资产的价值相关性，分析并购商誉与无形资产是否为企业带来协同优势，以期促进企业市场价值的有效提升。研究结果表明，并购商誉为促进企业市场价值提升发挥了积极效用，适度提高并购商誉比重，将有效推动市场价值的提升，并给企业带来一定的超额收益。

同时，无形资产能有效促进企业市场价值的提升，但具有一定的滞后效用。无形资产对科技进步、经济增长具有创新引领作用，亦体现出创新驱动等内生性增长理论在现实中的趋同性，表明我国产业转型升级的重要路径在于加大无形资产投入力度、强化无形资产创新驱动。分析结果显示，由企业购并所形成的并购商誉与无形资产对企业市场价值的提升未体现出“1+1＞2”的协同效应。这可能是因为我国资本市场对企业自主创新并未给予有力的支持，并购商誉没有成为驱动无形资产创造价值的有效因素，未能促进企业市场价值水平的显著提升，并购商誉可能会因其具有较大的专业判断空间而成为运营风险的“蓄水池”。

对于监管机构而言，应充分认识到由并购活动产生的并购商誉在不断增加的现状，其对企业资产结构的影响也会不断加大。企业应详细披露并购商誉信息，强化信息披露的完整性及可靠性，使商誉信息具有更高的价值相关性，向利益相关者提供更多的有价值的决策参考资料。针对并购商誉隐含的减值风险，监管机构应同步跟进并完善商誉减值等配套准则，确保利益相关者的权益和资本市场的长期健康发展。

企业应深入推进企业无形资产创新，提升无形资产价值及技术型无形资产占有比重，使其成为实现战略扩张的关键要素，创造超额收益并提升企业价值。监管机构和政策制定部门在提高企业创新意识的同时，应进一步在研发投入方面出台更多优惠政策，加大知识产权保护力度，促使我国加快步伐向科技大国、科技强国迈进。

并购活动作为提高企业竞争力的重要途径，在充分发挥商誉价值创造能力的同时，应通过管理、财务、经营等各部门的协作配合，着力实现并购商誉与技术型无形资产的协同效应，实现规模经济进而降低营运成本；强化资本配置效率，降低运营风险，充分发挥并购商誉与无形资产的协同价值创造能力。

进一步考虑，对企业价值影响因素的分析，必须考虑商誉减值、无形资产的不同类别所产生的效应。有证据表明，公司治理机制越健全，对商誉计提的减值准备越多[36]。无形资产的不同类别对会计信息的价值相关性存在异质性影响[37]。由此可见，有关商誉减值损失、无形资产的不同种类对企业价值、企业治理效果及利益相关者权益保护的影响将是未来值得深入研究的方向。