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（1）相对PE（市盈率）比率；
（2）主并企业主营利润比率；
（4）预计并购前后现金流比率。
前2个因素的判别系数为正，即其值越高，溢价越高；后2个因素的判别系数为负，即即其值越高，溢价越低。
并购在企业获得规模效应、扩大市场份额和迅速进入全新的领域方面具有巨大的功效，在许多情况下，并购也是企业迅速获得上市公司地位的捷径。在中国，在地方政府的支持下，许多公司并购承担起债务重组、企业脱困与地方经济结构调整的重任。并购之所以可以发挥如此大的作用，归根结底，是因为成功的并购具有运用市场机制高效配置资源、产生协同效应、增加社会福利的功能。并购能否成功取决于多种因素，而并购的定价是否恰当、主并公司向被并公司支付的资产溢价的多少，往往起着十分重要的作用。美国学者马克·赛罗沃（1999）指出，并购溢价越高，从并购中获益的难度就越大。其他学者Mandelker（1974）、Langetieg（1978）、Dodd等人（1997）]的研究亦得出相同的结论。国外的文献表明，并购中支付溢价是很普遍的，Brownlee（1980）的研究显示，1978~1979年美国并购案中支付溢价的中值分别为41.3%和 46.4%；Alexander（1991）等人的研究样本表明最新的并购溢价均值为50.5%。在中国，尽管许多被并公司是效益不良的国企，但是仍然存在着大量的支付并购溢价的情况；数据显示，在1998年发生的67起上市公司控股权转让的并购交易中有33起支付了溢价，最高溢价达204.01%。由于溢价对于企业并购的成功与否意义重大，因此，研究主要有哪些因素影响并购溢价、各自的影响程度如何，就成为既有理论意义又有应用价值的工作，因为它既有助于克服并购中经常会出现的盲目性，提高并购的成功率；又可以帮助主并方科学、公正地给被并公司定价，减少双方在定价上的摩擦，提高并购效率。本文将着重探讨影响并购溢价的因素，并通过实证的方法分析这些因素对并购溢价的效应。
并购通常的含义是指以上市公司为对象的合并或控股权的收购，即在并购中可以观察到上市公司控股权的转让，但有时也可指以非上市公司为对象的合并或收购，本文是在后一含义下运用并购这一概念的。并购溢价则是指并购中主并方支付的高于被并企业资产价值的部分，它可以表达为：
| 并购溢价＝ | （并购价格―被并资产价值） | |
| 被并资产价值 |
主并公司并不会在所有的情况下都愿意支付一个数值为正的并购溢价，如果说股东追求影响并购溢价的因素分析实证分析中国并购评论财富最大化是假定前提，并购可以为主并公司带来价值增值是主并方愿意为并购支付一个数值为正的并购溢价的必要条件；那么，被并公司的股票供给曲线具有正的斜率、有多个公司愿意收购被并公司且均预期并购会带来价值增值，就是主并方支付并购溢价的充分条件。因此，我们可以说，并购溢价的存在是有其合理性的。这个合理性在于企业并购会产生财富的增值，这一增值会在并购双方间分配。因此，并购溢价也可以定义为企业并购增值中分给被并公司股东的那部分价值。我们研究影响溢价的因素，实际上就是研究影响公司并购增值的因素和影响公司并购增值分配的因素。
关于影响并购溢价的因素问题，国外学者有很多研究。Nielsen（1973）等人研究了并购的协同效应与并购溢价的关系，他们试图找出主并公司预期的协同效应在多大程度上能够解释并购溢价，Nielsen等人选择了反映协同效应动因的18个因素，运用线性多元判别方法（LMDA）进行了实证分析。他们的研究以128起换股方式进行并购的案例为样本，根据溢价水平将样本分为3组：30起溢价在20.30%的并购案作为基准组，50起溢价高于30%的为高溢价组，48起溢价低于20%的为低溢价组。通过运用LMDA方法对18个因素进行识别，发现以下4个因素对并购溢价有显著的影响：
（1）相对PE（市盈率）比率；
（2）主并企业主营利润比率；
（3）预计并购前后EPS（每股盈利）变化的百分比；
（4）预计并购前后现金流比率。
前2个因素的判别系数为正，即其值越高，溢价越高；后2个因素的判别系数为负，即即其值越高，溢价越低。
Melicher（1978）等人在另一篇文章中再次研究了并购溢价与多种财务变量的关系。在文章中，Melicher等人将并购分为占领更大市场份额型、进入新的领域型和混合型并购，以116个换股并购案为样本，通过进行多元线性回归估计发现，并购前主并企业对被并公司的PE倍数（RPE）和并购前主并企业的EPS百分比变化（△EPS）与并购溢价具有显著的相关性，其他的财务数据则缺乏相关性。譬如，并购前被并企业EPS数据除以之前4年的平均 EPS得出的EPS变化趋势与溢价就缺乏相关性，而人们一般会预期主并企业会为具有相对更高EPS趋势的企业支付更高的溢价。Ferris（1977）等人研究了现金并购的溢价与多种解释变量之间的相关性。论文着重研究了现金并购中溢价的确定，并根据对为50个现金并购案的回归估计提出了现金溢价模型参数的经验估计。Ferns等人认为并购溢价是被并企业股票所有权的分散程度（Si）、最近股票的历史价格（Pi）、整体市场状况（M）和主并企业的相对谈判地位（Bij）的函数。其分析的结论为： Si越大（股权越分散）并购溢价就越高；Bij越强，支付的溢价越低，至于Bij的状况则取决于并购前主并方已拥有的被并方的股票数量、内部信息的获得；主并方的财务状况；被并方管理层对并购的反对程度。以上两因素的作用在统计意义上是显著的。但Pi和M对溢价的影响是不确定的。上述研究证明，主并公司业绩越好、支付能力越强，并购时支付的溢价越高。
我们将参考上述文献提供的研究方法，采用我国并购案的有关数据对相关因素对并购溢价的效应做一实证分析。在进行实证分析之前首先需要确定研究的样本和分析的变量，即采用哪些公司的数据进行这一研究，哪些因素可能对并购溢价有显著的影响。我们首先选定了1998—2001年之间完成的11起并购做为研究的样本，样本的情况见表1：
表1:11起并购案的简要情况
| 收购方 | 被收购方 | 预案公告日 | 收购方 | 被收购方 | 并购公告日 |
| 太极集团（600129） | 重庆中药（0591） | 1998-02-17 | 龙电股份（600726） | 华源电力 | 2000-01-13 |
| 清华同方（600100） | 鲁颖电子 | 1998-10-30 | 华联控股（000036） | 深中冠（A0018） | 2000-09-01 |
| 新潮实业（600777） | 新牟股份 | 1998-12-07 | 亚盛实业（600108） | 龙喜股份 | 2000-09-08 |
| 正虹科技（000702） | 城陵矶 | 1999-05-19 | 泰山石油（000554） | 鲁润股份（600157） | 2001-03-13 |
| 华光陶瓷（000655） | 汇宝股份 | 1999-05-22 | 太极集团（600129） | 西南药业（600666） | 2001-05-15 |
| 惠天热电（000692） | 房联股份 | 1999-12-31 |
注： 资料来源于对相关公司公告内容汇总而成。
样本公司的挑选是遵循以下原则进行的：
（1）主并与被并公司并购前3年的主要财务数据相对完整；
（2）通过并购，主并公司获得被并公司的控股权；
（3）由于1995年以前的财务数据不规范，因此，并购公告的时间不能早于1998年。由于上市公司的数据相对准确、完备，因此所选择的主并公司都是上市公司，有些被并公司虽然不是上市公司，但选择的都是仍然可以从主并公司的年报和公告中得到必要数据的公司。根据这些原则我们选择了11起并购，涉及21家公司（其中1家公司分别并购了另外2家公司）。11起并购的平均溢价为174-18%，其范围在758-26%和10-10%之间。
而分析变量是通过如下步骤确定的：
（1）以文献提及的各种因素做为研究的候选变量；
（2）将所有候选变量对并购溢价做散点图以考察每个变量与并购溢价的相关性，先将那些与并购溢价缺乏相关性的变量删除；
（3）再考察筛选后剩余变量之间的相关性及变量与并购增值和增值分配的关系，在此基础上对变量进行分类；
（4）考察变量之间的替代性，考虑所需数据获得的难易程度，最终将变量确定为16项。
样本公司的财务数据的主要特征见表2。
表2:21家样本公司的财务数据特征
| 3年平均 | 并购前第1年 | 并购前第2年 | 并购前第3年 | |
| 1、主并公司收益高的比率（%） | 90.9091 | 100.0000 | 90.9091 | 72.7273 |
| 2、主并公司平均净利润/总资产（%） | 8.3061 | 7.4862 | 8.8235 | 8.6087 |
| 3、被并公司平均净利润/总资产（%） | 6.3218 | 6.6664 | 6.9322 | 5.3668 |
| 4、平均净利润/总资产差值 | 1.9843 | 0.8199 | 1.8913 | 3.2419 |
| p.value | 0.2685 | 0.5042 | 0.3225 | 0.3241 |
| 5、主并公司ROE高的比率（%） | 66.6667 | 54.5455 | 72.7273 | 72.7273 |
| 6、主并公司ROE | 0.1644 | 0.1313 | 0.1742 | 0.1877 |
| 7、被并公司ROE | 0.1256 | 0.1195 | 0.1383 | 0.1190 |
| 8、ROE差值 | 0.0388 | 0.0118 | 0.0359 | 0.0687 |
| p.value | 0.2723 | 0.5108 | 0.4184 | 0.3037 |
| 9、主并公司负债/权益比高的比率（%） | 45.4545 | 45.4545 | 45.4545 | 45.4545 |
| 10、主并公司负债/权益比 | 0.9576 | 0.8338 | 0.9976 | 1.0413 |
| 11、被并公司负债/权益比 | 1.1788 | 1.0297 | 1.1946 | 1.3119 |
| 12、平均负债/权益比率差 | －0.2212 | －0.1959 | －0.1969 | －0.2706 |
| p.value | 0.5380 | 0.5367 | 0.6002 | 0.5619 |
| 13、主并公司每股收益 | 0.4432 | 0.4040 | 0.4056 | 0.5200 |
| 14、被并公司每股收益 | 0.2283 | 0.2178 | 0.2643 | 0.2027 |
| 15、每股收益差 | 0.2150 | 0.1862 | 0.1413 | 0.3174 |
| p.value | 0.0208 | 0.0004 | 0.1256 | 0.0718 |
| 16、主并公司盈利/市值 | 0.0558 | 0.0586 | 0.0585 | 0.0502 |
| 17、被并公司盈利/市值（仅上市公司） | 0.0435 | 0.0303 | 0.0505 | 0.0498 |
| 18、盈利/市值差 | 0.0123 | 0.0248 | 0.0080 | 0.0005 |
| p.value | 0.3700 | 0.0197 | 0.6227 | 0.9940 |
| 19、主并公司市盈率高的比率（%） | 27.7778 | 0 | 33.3333 | 50.0000 |
| 20、主并公司现金流/市值 | 0.0623 | 0.0739 | 0.0704 | 0.0425 |
注:p.value是等均值等方差双样本t检验（双尾）。
从表2可见：主并公司倾向于比被并公司具有更高盈利性，表2中每一项均值主并公司都比被并公司强，但它们在90%的置信水平上没有显著区别，属正常波动范围，而且主并公司的净利润/总资产比、ROE和每股收益并购前3年均呈逐年下降情形。Estomin（1986）的研究样本呈现并购前主并公司经营状况恶化且主并公司比被并公司的盈利性显著较低。
在对样本进行计量经济学的估计时，由于一些独立变量具有多重共线性，又由于变量数目大于样本数目，因此，没有采用普通最小二乘法，而是运用了更适合的偏最小二乘回归的方法。实证检验的结果如下：
表3:运用偏最小二乘回归法进行实证检验的结果
| 变量 | 代号 | 重要性 | 系数 |
| 此次并购前主并公司的并购次数 | N | 0.67 | －0.0070 |
| 市场总体状况 | △INDEX | 0.42 | 0.0806 |
| 支付方式（换股：1；现金：0） | P | 1.07 | 0.1611 |
| 并购类型（纵向、横向：0；混合：1） | K | 0.66 | －0.0531 |
| 主并公司并购前总资产 | ASSETA | 1.28 | －0.2419 |
| 被并公司并购前总资产 | ASSETB | 1.25 | －0.2093 |
| 主并/被并公司ROE比 | RROE | 1.16 | －0.1296 |
| 被并/主并EPS趋势（前1年/前2、3年平均） | REPST | 0.76 | －0.0923 |
| 被并/主并EPS变化（3年方差/均值） | REPSV | 0.78 | －0.0476 |
| 并购双方负债/总资产的差值 | DL | 0.63 | 0.1415 |
| 主并公司并购前2年内平均现金流变量 | CFA | 0.79 | －0.1065 |
| 主并公司（负债/总资产）变化率（前1年超过前2年的比例） | △LA | 2.16 | 0.4988 |
| 主并公司EPS变化率（前1年超过前2年的比例） | △EPSA | 0.85 | －0.1112 |
| 主并公司前1年市盈率 | PEA | 1.02 | 0.1811 |
| 主并公司前1年ROE | ROEA | 0.76 | －0.1545 |
| 被并公司前1年ROE | ROEB | 0.66 | 0.0287 |
注： 本表数据是使用simca.p统计软件对样本公司的数据进行计算得出。
根据偏最小二乘的回归结果我们可以看到，重要性大于2（作用非常显著）的因素只有一项，即主并公司的负债/总资产变化率。该变量系数为正说明负债情况恶化越严重的主并公司为并购支付的溢价越大，因此，可以认为主并公司希望通过并购摆脱自身债务的窘境成为愿意支付溢价的主要原因。这也反映了对于这些样本公司，企业并购并没有成为企业实施发展战略途径，而在很大程度上将并购变成了希望在短期迅速提升业绩的手段。
重要性在1~2之间（作用显著）的有5项：
（1）支付方式的系数为正，说明换股支付的溢价相对比现金支付要大；
（2）主并公司并购前总资产。一般的说，主并公司规模越大，自身更可能具有资源和专业知识，在并购中更容易获得谈判优势，因而有可能支付较少的并购溢价，因此，该变量的系数应为负；但是，规模大，支付能力更强，往往也会导致支付更高的溢价。样本公司的该变量系数为负，表明并购中主并公司规模越大，越有助于降低所支付的并购溢价。
（3）被并公司并购前总资产。从理论上讲，被并公司的规模越大，并购的规模效应越明显，大公司有更强的谈判能力，因此，被并公司规模大更可能获得较多的并购溢价，因此，该变量的系数应为正。但是，样本公司的系数为负，这表明被并公司没有因为规模大而获得更高的溢价，这可能是由于规模大支付的总金额大，因而使并购公司的支付压力加大，这会有效地遏止并购溢价的提高。
（4）主并公司与被并公司ROE比的系数为负，表明样本中的主并公司并购前盈利能力越差，并购时支付的溢价规模越大，而主并公司并购前盈利能力越强，并购时支付的溢价越少。这与国外学者的研究结论相反，它显示样本中的主并公司希望借助并购改善经营状况和盈利能力恶化的局面。越是状况不好的企业，越急切的希望能够凭借一次并购挽回败局，不惜为并购支付高额溢价，这再次反映了我国企业并购心态的不成熟。很多上市公司纯粹为了粉饰报表而进行的所谓“报表并购”，就是这一结果的最好注脚。
（5）主并公司前1年市盈率的系数为正，这反映了主并公司支付高溢价的自由度。而且根据变量之间的相关性分析，该变量与支付方式正相关，也就是高PE比率的公司倾向于用换股方式支付溢价，并且支付的溢价比低PE比率的公司大。因为高PE比率公司的股价可能被市场高估，而这时运用换股方式对主并公司有利。
根据我们的分析，以上6项对并购溢价的影响显著或很显著。其余的各项其影响则十分有限；但具体地说，各项的情况仍有不同。样本公司的主并公司并购前的并购次数、市场总体状况、并购类型、并购双方负债/总资产的差值和被并公司前1年的ROE等项因素对溢价的影响虽然有限，但它们的系数方向都是与经验一致的，即主并公司的并购经验、大市的景气、横向或纵向的并购、被并公司的债务比率越低以及被并公司前一年的ROE越高，则并购溢价越高；反之，则低。而另外5项（主并公司EPS变化率、主并公司现金流变量、被并/主并EPS变化、被并/主并EPS趋势和主并公司前1年ROE）的系数与经验的结果相反，这意味着主并公司的业绩越差，其支付的并购溢价越高，这进一步证实了前述判断，即这些样本公司进行并购的主要目的是摆脱困境并希望能在短期迅速提升业绩。
为了保证实证分析的结果的科学性，我们需要进行敏感性分析，看看不同方法得出的结论有无明显的差异。这里，我们所用的是小样本逐步回归的方法 ( 该方法的运用参照了肖筱南的文章和张尧庭、方开泰的著作。)。在运用这一方法时，采取分阶段分批逐步回归的筛选方式，克服样本较小的缺陷，以达到比较满意的效果。基本的做法是将解释变量随机分成若干批，使每批自变量的个数少于样本数的一半，然后在同一显著水平下，分阶段分批进行逐步回归。首先，对每批解释变量分别进行回归分析，选出对因变量作用显著的因子；然后，将每批挑出的变量再随机分成若干批，继续进行逐步回归，挑选对因变量作用显著的因子；这一过程不断进行，直至最后挑选出若干个对因变量作用显著的解释变量为止。 在显著水平均为0.05的条件下，进行分阶段分批逐步回归分析，结果为表4：
表4:分阶段逐步回归的结果
| 阶段 | 批数 | 批中的变量 | 入选变量 | 显著性F值 | P值 |
| 1 | 1 | CFA，△LA，△EPSA，RROE | CFA，△LA | 9.844 | 0.007 |
| 2 | REPST，REPSV，△EPS，N，△INDEX | 无 | |||
| 3 | K，PEA，ROEA，ROEB | 无 | |||
| 4 | P，ASSETB，ASSETA，DL | 无 | |||
| 2 | 1 | CFA，△LA | CFA，△LA | 9.844 | 0.007 |
筛选出的变量为CFA（现金流）和△LA[主并公司（负债/总资产）变化率]，对这两个变量作多元回归，结果如下：
δ =360.984－5681.989CFA+358.222△LA
检验结果见表5。
表5多元回归检验：
(a)多元回归F检验结果
| 模型 | 平方和 | 自由度 | 平方均值 | F值 | 显著性 | |
| 1 | 回归 | 359009.771 | 2 | 179504.886 | 9.844 | 0.007 |
| 残差 | 145873.947 | 8 | 18234.243 | |||
| 总值 | 504883.718 | 10 |
(b) 多元回归t检验结果
| 模型 | 非标准化系数（β） | 标准差 | 标准化系数（β） | t值 | 显著性 | |
| 1 | 常数项 | 360.984 | 95.026 | 3.799 | 0.005 | |
| CFA | －5681.989 | 2300.486 | －0.486 | －2.470 | 0.039 | |
| △LA | 358.222 | 85.355 | 0.825 | 4.197 | 0.003 |
通过筛选，只有主并公司并购前负债/总资产变化率和主并公司并购前2年内平均现金流变量2变量对并购溢价影响显著，前者为正，后者为负，这一结果与偏最小二乘回归结果本质是一致的，即并购溢价主要与并购前主并公司的经营状况有关，主并公司经营业绩越差，为并购支付的溢价越大。
如果我们将样本按照并购类型分为两类，横向与纵向并购为一类，混合并购为另一类，仍用偏最小二乘回归法分别考察两类并购的溢价影响因素，我们可以得到表6：
表6按并购类型分类得到的实证检验结果
| 变量 | 横纵并购系数 | 系数重要性 | 混合并购系数 | 系数重要性 | 代号 |
| 此次并购前主并公司并购次数 | －0.0077 | 0.65 | N | ||
| 市场总体状况 | 0.0221 | 0.33 | △INDEX | ||
| 支付方式（换股：1；现金：0） | 0.1204 | 1.09 | P | ||
| 并购类型（纵向、横向：0；混合：1） | K | ||||
| 被并公司并购前总资产 | －0.1927 | 1.33 | 0.0839 | 0.73 | ASSETB |
| 主并公司并购前总资产 | －0.2460 | 0.95 | －0.1578 | 1.37 | ASSETA |
| 主并/被并公司ROE比 | －0.1163 | 1.17 | 0.1063 | 0.92 | RROE |
| 被并/主并EPS趋势（前1年/前2、3年平均） | －0.0081 | 1.14 | －0.0631 | 0.55 | REPST |
| 被并/主并EPS变化（3年方差/均值） | 0.0007 | 0.56 | －0.1502 | 1.31 | REPSV |
| 并购双方负债/总资产的差值 | 0.1081 | 0.63 | 0.0518 | 0.45 | DL |
| 主并公司并购前2年内平均现金流变量 | －0.2293 | 0.74 | －0.0486 | 0.42 | CFA |
| 主并公司（负债/总资产）变化率 | 0.6353 | 2.12 | －0.1057 | 0.92 | △LA |
| 主并公司EPS变化率（前1年超过前2年的比例） | 0.0521 | 0.86 | －0.1319 | 1.14 | △EPSA |
| 主并公司前1年市盈率 | 0.1667 | 0.78 | 0.1526 | 1.33 | PEA |
| 主并公司前1年ROE | －0.1896 | 0.84 | －0.0826 | 0.72 | ROEA |
| 被并公司前1年ROE | 0.0782 | 1.03 | 0.1211 | 0.61 | ROEB |
由表6可见，横向与纵向并购的实证结果与总并购样本的实证结果基本一致，影响横向与纵向并购溢价的最主要因素是主并公司（负债/总资产）变化率。结合其他变量的重要程度与影响方向，同样可以得出以下结论： 样本公司在面临业绩下降、负债增加的困境时，更愿意进行并购并为实现并购付出高额的并购溢价。
但混合并购的实证结果却有所不同。
首先在混合并购的实证结果中，没有发现对并购溢价影响很显著的因素出的变量；
其次，主并公司（负债/总资产）变化率的系数为正且重要性不显著，而且主并公司的现金流变量和并购双方负债/总资产的重要性均不明显。也就是说，扭转主并公司经营和负债的颓势不是混合并购的主要目的。
根据表6，被并/主并公司EPS变化和主并公司EPS变化率对于混合并购溢价的影响与横、纵并购溢价的影响明显不同。这两项系数均为负，且均比横纵向并购下的重要性大得多，因此可以认为混合并购的主要目的是改善盈利状况。
通过以上的研究与分析，我们可以得出以下的结论：
（一）国外的研究表明，主并公司有更高的市盈率、更高的利润、更多的现金流，被并公司有更大的规模、更低的负债/资产比率、更好的业绩，主并公司支付的并购溢价就越高。但是，通过对样本公司的研究，我们发现这些公司的情况相反，主并公司的负债比率越高、利润情况越差，越愿意为并购支付高额的溢价。这一结论经过敏感性分析仍然成立。这表明，这些样本公司的并购目的主要不是为了发展，更多的是为摆脱困境。这既影响了并购作用的充分发挥，必然也会提高并购溢价的幅度，增加并购的成本。11起并购案只占中国近年发生的并购案的很少部分（1998—2000年仅上市公司控股权转让的并购就有552起），但它所反映的现象具有一定的代表性。
（二）在经过筛选的16项对并购溢价有较大影响的因素中，只有6项在统计上是显著的，其余10项的结论在统计意义上不显著，其中还有一半的结论与理论和经验的结论相反。这进一步表明样本公司的并购行为不够规范，市场化程度不够，非市场因素的影响还很大，短期战术性的考虑胜过长期战略性的考虑。
（三） 根据样本公司的情况可以看到，影响公司并购溢价的主要是以下因素：支付方式、主并与被并公司的总资产、主并公司的净资产收益率、市盈率、每股收益、并购前的现金流和负债/资产比率，另外，并购次数、市场状况、并购类型、被并公司前1年的ROE对并购溢价也有一定的影响。这一研究为公司并购如何减少溢价的支付提供了考虑的方向。有些受自身条件约束，公司无能为力，譬如公司的规模、业绩、并购次数等方面的指标；有些则是公司可以追求的，譬如市场状况、公司的市盈率、负债/资产比率等。也就是说，公司可以选择大市相对疲弱、本公司股价相对较高、本公司负债/资产比率相对较低、本公司现金流相对较充分时进行并购就可以有效地降低并购溢价的支付。当然，公司对并购有更多的了解、更有经验，包括书本经验和实际经验，都有助于降低并购溢价的支付。这里需要注意的是，在其他条件不变的情况下，较高的并购溢价有时也意味着并购后有较大的协同效应，有利润较快增长的前景，因此，对主并公司或投资银行来说，可以做的是在公司利润增长前景和并购溢价之间寻求均衡点，尽力挤掉利润增长分析中的水份，使并购溢价物有所值、物超所值。