王　擎

內(nèi)容摘要本文運(yùn)用事件研究法，對(duì)2002-2005年的滬深上市公司并購行為進(jìn)行了調(diào)查，發(fā)現(xiàn)反映投資者非理性行為的市場(chǎng)換手率、封閉式基金折價(jià)指數(shù)和個(gè)股超額換手率與公司并購后超額收益存在顯著負(fù)相關(guān)關(guān)系。本文認(rèn)為，Miller(1977)的觀點(diǎn)并不完全成立，投資者異質(zhì)預(yù)期并不是導(dǎo)致公司并購前股票上升和并購后股價(jià)下跌的主要原因，投資者非理性行為扮演著重要的作用，股票的定價(jià)應(yīng)該更充分考慮投資者的非理性行為。

關(guān)鍵詞異質(zhì)預(yù)期；非理性行為；并購；事件研究

一、引言

西方的公司并購理論(如協(xié)同效應(yīng)、代理理論、自大假說、現(xiàn)金流量假說等)認(rèn)為并購能為雙方股東帶來財(cái)富的增長，支持“并購創(chuàng)造財(cái)富”的觀點(diǎn)。但現(xiàn)實(shí)的研究卻有很大出入，目前基本達(dá)成一致的看法是：目標(biāo)公司的股東獲得了顯著的正的超額收益，但收購公司在并購后的表現(xiàn)卻差強(qiáng)人意，無論從收購后短期(3—5天)還是長期(3—5年)看，收購公司股東財(cái)富都受到顯著損失。國內(nèi)學(xué)者對(duì)我國并購市場(chǎng)的研究也得出了類似的結(jié)論。

傳統(tǒng)研究主要從并購特征(如付款方式、公司規(guī)模、股票換手率、賬面一市值比率)出發(fā)，解釋公司并購后績效下滑的原因。近年來的研究從異質(zhì)預(yù)期(Homogeneous Expectations)角度對(duì)并購績效進(jìn)行了解釋。對(duì)于異質(zhì)預(yù)期下的股價(jià)行為，Miller(1977)提出一種代表性的觀點(diǎn)，他認(rèn)為，在禁止賣空的條件下，投資者存在異質(zhì)預(yù)期時(shí)，證券價(jià)格主要由其中的樂觀投資者決定，樂觀投資者會(huì)傾向于推高證券價(jià)格，而使證券預(yù)期收益下降，當(dāng)期收益上升。Alexandridis等(2005)運(yùn)用英國的并購數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)了異質(zhì)預(yù)期與上市公司并購績效之間存在顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系。賴步連等(2006)，陳國進(jìn)等(2007)找到了相應(yīng)的證據(jù)，而Lee，Shleffer和Thaler(1991)，Jiang Wang等(2006)則持有相反的觀點(diǎn)。

因此問題是：異質(zhì)預(yù)期是否能夠解釋并購后公司股價(jià)的下滑?賣空約束條件下的異質(zhì)預(yù)期是否一定能夠?qū)е鹿蓛r(jià)的上升?

異質(zhì)預(yù)期意味著市場(chǎng)上存在知情交易者和非知情交易者，二者對(duì)信息的占有和處理存在較大差異。在有效市場(chǎng)下，股價(jià)在信息公告后應(yīng)立即反應(yīng)到合理水平，并不會(huì)出現(xiàn)長期持續(xù)下跌。另外，從Jiang Wang等(2006)的研究結(jié)論可以推論出，如果賣空約束下的異質(zhì)預(yù)期導(dǎo)致股價(jià)的單一走高，按照股利定價(jià)模型，對(duì)并購后公司業(yè)績的樂觀預(yù)期成為股價(jià)走高的主要因素，則意味著異質(zhì)預(yù)期并不會(huì)影響股票的系統(tǒng)風(fēng)險(xiǎn)，也就是說，異質(zhì)預(yù)期應(yīng)該只造成公司特有風(fēng)險(xiǎn)的變化，當(dāng)樣本數(shù)量足夠大時(shí)，公司的特有影響會(huì)相互抵消，既然如此，股票在并購前后就不應(yīng)該出現(xiàn)明顯的異常收益(Abnormal Remm)。因此，本文認(rèn)為，僅是投資者異質(zhì)預(yù)期難以解釋并購公告前股價(jià)上升、公告后股價(jià)下跌的普遍現(xiàn)象。要完整地解釋這個(gè)現(xiàn)象，應(yīng)該將投資者的非理性行為納入分析，可能的原因是，異質(zhì)預(yù)期下的信息不對(duì)稱加劇了投資者的非理性行為，股價(jià)出現(xiàn)過度反應(yīng)(overreaction)，導(dǎo)致事后股價(jià)持續(xù)走低。

隨著行為金融學(xué)的發(fā)展，近年來越來越多的研究開始討論投資者非理性行為對(duì)股票定價(jià)的影響。在資產(chǎn)定價(jià)理論中，理性投資者被定義為那些能夠依據(jù)經(jīng)濟(jì)狀態(tài)的客觀概率行事的投資者(Lucas，1978)，他們運(yùn)用客觀概率尋求效用的最大化。相對(duì)應(yīng)的，非理性投資者被定義為不按經(jīng)濟(jì)狀態(tài)的客觀概率行事的投資者，在市場(chǎng)上可能更多受到其他投資者行為影響或投資者情感影響而表現(xiàn)出羊群效應(yīng)或追漲殺跌等現(xiàn)象。非理性投資行為對(duì)證券定價(jià)的影響一直存在爭(zhēng)論，F(xiàn)riedman(1953)認(rèn)為在一個(gè)充分競(jìng)爭(zhēng)的市場(chǎng)上，非理性投資者不能幸存，理性投資者行為決定著資產(chǎn)的定價(jià)。而De Long等(1991)認(rèn)為非理性投資者的交易行為可能使理性投資者面臨噪聲交易風(fēng)險(xiǎn)，非理性投資者反而可在非理性行為中獲利從而戰(zhàn)勝理性投資者。Jiang Wang等(2006)通過構(gòu)建理論模型進(jìn)一步證明，非理性投資者的幸存和對(duì)股價(jià)的影響是獨(dú)立的，即使非理性投資者在市場(chǎng)上擁有較少的財(cái)富，仍然對(duì)股價(jià)產(chǎn)生實(shí)質(zhì)性的影響。在實(shí)證研究方面，Neal and Wheatly(1998)，Brown and Cliff(2005)，Baker and Wurgler(2006)都發(fā)現(xiàn)了非理性行為在證券市場(chǎng)上存在的證據(jù)。

二、研究設(shè)計(jì)

我們采用CSMAR兼并與重組數(shù)據(jù)庫中的樣本，時(shí)間為2002年1月1日至2005年12月31日。我們選取的標(biāo)準(zhǔn)如下：(1)只選擇上市公司作為收購公司的情況，剔除上市公司作為被收購方的情形；(2)對(duì)于一年中涉及多次并購行為的上市公司，由于兩次并購期間收益可能失真，我們只選擇每個(gè)公司最后一次并購事件進(jìn)行研究，并且兩次并購事件至少相差半年；(3)作為檢驗(yàn)的需要，選擇的樣本在公告前至少有90個(gè)交易日的運(yùn)行時(shí)間；(4)剔除不成功的交易；(5)由于金融行業(yè)的特殊性，剔除金融行業(yè)樣本。滿足上述條件后，我們得到了895家樣本上市公司。

(一)主要變量

1投資者異質(zhì)預(yù)期。異質(zhì)預(yù)期本質(zhì)上反映了投資者持有的不同看法，主要根源于證券市場(chǎng)的信息不對(duì)稱。Steve(1988)用證券分析師的意見分歧來反映投資者異質(zhì)預(yù)期，Houge等(2001)用買賣價(jià)差(bid—ask spread)作為衡量信息非對(duì)稱的指標(biāo)，本文采用Dierkens(1991)Moeller，Schlingemann and Stulz(2004)的特異波動(dòng)性作為信息非對(duì)稱的替代指標(biāo)。特異波動(dòng)率(volatility)定義為經(jīng)市場(chǎng)收益調(diào)整后的證券收益的標(biāo)準(zhǔn)差。對(duì)并購事件的認(rèn)定以公司首次公告為準(zhǔn)。以首次公告前30個(gè)交易日的股票特異波動(dòng)性來衡量投資者的異質(zhì)預(yù)期程度。特異波動(dòng)率越大，投資者的異質(zhì)預(yù)期越高。

2非理性行為。對(duì)投資者非理性行為從兩個(gè)方面進(jìn)行刻畫，一個(gè)是市場(chǎng)層面的非理性行為，這通常被稱為投資者情感(Investment Sentiment)；另一個(gè)層面是投資者在某只股票上的非理性行為。

(1)國外文獻(xiàn)衡量股票市場(chǎng)投資者情感的代表性指標(biāo)有封閉式基金折價(jià)、開放式基金凈贖回、股票市場(chǎng)流動(dòng)性、股票IPO首日的收益、權(quán)益證券發(fā)行占比、風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度指數(shù)、投資者買賣意愿調(diào)查指標(biāo)等。本文結(jié)合我國實(shí)際，選用封閉式基金折價(jià)(CEFD)和股票市場(chǎng)換手率(Turnover)兩個(gè)指標(biāo)來衡量投資者情感的大小。進(jìn)一步，采用Baker and Wurgler(2006)的方法，將市場(chǎng)的走勢(shì)從投資者情感變量中分離出來：

Is₁=a₁+β₁Indext+Σ₁

其中，Is₁是投資者情感指數(shù)，Indext是采用滬深300指數(shù)。分別用CEFD'_it和

Turnover'_t。來表示去趨勢(shì)后的封閉式基金折價(jià)指數(shù)和股票市場(chǎng)流動(dòng)性。

(2)本文用個(gè)股超額換手率來衡量投資者對(duì)某只股票交易的非理性行為。為了消除整個(gè)股票市場(chǎng)的共同影響，我們采用超額換手率指標(biāo)DT_it,假定市場(chǎng)t日換手率為MktT_t，股票i在t日的換手率為T_it，則：

DT_it=T_it—MktT_t

3并購后股票超額收益。計(jì)算長期收益率主要有兩種方法，一種是Fama(1969)首先提出的累計(jì)超額收益率(CAR)方法，另一種是買人并持有收益率計(jì)算方法(BHAR)。一般來說，CAR的估計(jì)結(jié)果可能過小，而BHAR的估計(jì)可能偏大。因此，本文分別用兩種方法對(duì)并購后股票的超額收益進(jìn)行分析。

4公司特征變量。本文選用交易規(guī)模(RZ)、關(guān)聯(lián)交易(RT)和買方盈利能力(ROA)作為控制變量。交易規(guī)模表示為并購交易余額與收購公司總市值比值。關(guān)聯(lián)交易變量為啞變量，關(guān)聯(lián)交易并購記為1，否則為0。

(二)檢驗(yàn)方法與模型

本文采用事件研究法來研究投資者異質(zhì)預(yù)期、投資者情感和并購績效的關(guān)系。選定并購的首次公告日為事件的0點(diǎn)，事件的估計(jì)窗口為(-90，-31)，事件的考察窗口為(-30，30)。

本文實(shí)證檢驗(yàn)的模型為：

AR_i=a+b₁HE_i+Σ_i(1)

AR_i=a+b₂IB_i+Σ_i(2)

AR_i=a+b₁HE_i+b₂IB_i+b₃CV_i+Σ_i(3)

式中，AR代表股票的超額收益，分別采用CAR和BHAR進(jìn)行檢驗(yàn)。HE是異質(zhì)預(yù)期指標(biāo)，用特異波動(dòng)率(VT)進(jìn)行檢驗(yàn)。IB為投資者非理性行為指標(biāo)，采用股票市場(chǎng)換手率(Turnover)、封閉式基金折價(jià)指數(shù)(CEFI))和個(gè)股超額換手率(DT)進(jìn)行檢驗(yàn)。CV代表公司特征向量，bi為估計(jì)系數(shù)。

三、實(shí)證檢驗(yàn)及結(jié)果分析

(一)描述性統(tǒng)計(jì)

在進(jìn)行截面回歸時(shí)，解釋變量采用并購公告前30個(gè)交易日的平均值，被解釋變量采用并購公告后30個(gè)交易日的數(shù)值。本文研究所涉及的所有被解釋變量與解釋變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果如下：

首先，公司在并購公告后30個(gè)交易日的超額收益呈現(xiàn)為負(fù)數(shù)，所有樣本的平均CAR為-0.6％，BHAR為-1.2％，這與文章的假設(shè)一致。樣本股票的平均異質(zhì)波動(dòng)率為1.39％。其次，從投資者情感看，市場(chǎng)在并購前30天的平均換手率為0.87％，經(jīng)指數(shù)調(diào)整后的平均換手率為0.13％，顯示出樣本期間的市場(chǎng)換手率高于平均水平。樣本期間封閉式基金平均折價(jià)為2.49％，反映出該時(shí)期投資者的非理性行為程度較高；個(gè)股超額換手率DT為0.12％，顯示樣本公司在該時(shí)期的交易頻率高于市場(chǎng)平均水平。另外，從公司特征變量看，并購的交易金額與收購公司規(guī)模之比平均為44％，但波動(dòng)很大，最高的達(dá)到收購公司的10倍。公司在并購前三年的平均資產(chǎn)收益率為3.98％，但也有不少公司收益為負(fù)。并購樣本中涉及關(guān)聯(lián)交易的占57.3％，未涉及或未披露的(未披露的按不涉及關(guān)聯(lián)交易處理)占42.7％。

計(jì)算出并購前后30個(gè)交易日的BHAR值和CAR值(圖略)，無論是BHAR還是CAR都體現(xiàn)出相同的走勢(shì)，在并購前30天的超額收益并不顯著，但在并購公告時(shí)超額收益有一明顯跳躍，達(dá)到最大值，在公告后即迅速出現(xiàn)下滑，變?yōu)樨?fù)數(shù)。相比起來，BHAR下降的趨勢(shì)更為明顯。并購公告30天后BHAR下降了1.4個(gè)百分點(diǎn)，遠(yuǎn)大于CAR的0.1個(gè)百分點(diǎn)。

分別計(jì)算出證券在并購公告前30天、并購公告后30天、并購公告前(一60，-31)天的特異波動(dòng)率，從Mann—Whimey的平均值t檢驗(yàn)結(jié)果看，并購公告前30天特異波動(dòng)率最大[0.0139]、并購公告后30天次之[0.0053]、并購公告前(-60，-31)最小[0.0012]，這符合我們的猜測(cè)。

描述出并購前30個(gè)交易日和并購后10個(gè)交易日的平均股票市場(chǎng)換手率和個(gè)股超額換手率，以及并購前6周和并購后2周封閉式基金折價(jià)指數(shù)的走勢(shì)(走勢(shì)圖略)，三個(gè)指標(biāo)并購前都呈現(xiàn)略微走高的趨勢(shì)，在并購后出現(xiàn)下降。這符合我們的預(yù)期，并購前非理性因素可能是推動(dòng)股價(jià)上升的重要原因。三個(gè)指標(biāo)中，個(gè)股超額換手率效果很明顯，而經(jīng)指數(shù)調(diào)整后的Turnover和CEFD也較為明顯。

(二)實(shí)證結(jié)果

表2和表3給出了方程最終檢驗(yàn)結(jié)果略去(變量的相關(guān)性檢驗(yàn))。

從表中可以看出，對(duì)于被解釋變量CAR和BHAR，方程1均沒有通過顯著性檢驗(yàn)，雖然股票的特異波動(dòng)性與公司并購后超額收益呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，意味著股票特異波動(dòng)越大，超額收益越小，但變量系數(shù)沒有通過顯著性檢驗(yàn)。這與賴步連等(2006)的研究結(jié)果不符，可能是因?yàn)橘嚥竭B等只是對(duì)超額收益進(jìn)行了分組檢驗(yàn)，并沒有進(jìn)行回歸檢驗(yàn)，結(jié)果并不準(zhǔn)確。

在方程2中，本文對(duì)投資者非理性行為進(jìn)行了檢驗(yàn)，反映投資者非理性行為的變量市場(chǎng)換手率(Turnover＆Turnover)、封閉式基金折價(jià)指數(shù)(CEFD&CEFD)及個(gè)股超額換手率(DT)大多數(shù)都通過了顯著性檢驗(yàn)，對(duì)公司并購后的超額收益有顯著負(fù)向影響。市場(chǎng)換手率增加1個(gè)百分點(diǎn)，CAR下降大約1.5個(gè)百分點(diǎn)，BHAR下降大約3個(gè)百分點(diǎn)；封閉式基金折價(jià)指數(shù)增加1個(gè)百分點(diǎn)，CAR下降0.2或0.3個(gè)百分點(diǎn)，BHAR下降0.2或0.6個(gè)百分點(diǎn)。反映市場(chǎng)投資者情感變化的指標(biāo)中，市場(chǎng)換手率的解釋力度要優(yōu)于封閉式基金折價(jià)指數(shù)，而Turnover的解釋力度相應(yīng)較強(qiáng)。另外，無論是CAR還是BHAR為被解釋變量的檢驗(yàn)結(jié)果中，個(gè)股的超額換手率都通過了顯著性檢驗(yàn)，個(gè)股超額換手率增加1個(gè)百分點(diǎn)，CAR下降大約1.5個(gè)百分點(diǎn)，BHAR下降大約2.5個(gè)百分點(diǎn)。對(duì)方程2的檢驗(yàn)印證了本文的假設(shè)，在解釋并購前后股票超額收益為什么呈現(xiàn)先上升后下降的現(xiàn)象時(shí)，投資者的異質(zhì)預(yù)期并不是重要的原因，而投資者非理性行為是導(dǎo)致這一無效現(xiàn)象出現(xiàn)的重要原因。市場(chǎng)上投機(jī)氛圍的變化使投資者產(chǎn)生程度不同的非理性行為，并購前投機(jī)行為的加劇使股票超額收益增加，而并購后投機(jī)行為的減弱使股票超額收益下降。在投資者的非理性行為中，反映市場(chǎng)共同趨勢(shì)的投資者情感相對(duì)次要，而投資者在某只特定股票上的非理性行為是導(dǎo)致股票價(jià)格出現(xiàn)過度反應(yīng)的重要原因。當(dāng)某只股票產(chǎn)生并購傳聞或預(yù)期時(shí)，由于信息不對(duì)稱會(huì)激發(fā)投資者大量非理性行為，賣空約束下的樂觀投資行為可能成為非理性投資者的“交易信號(hào)”，誘導(dǎo)非理性投資者推高股價(jià)。這一結(jié)論說明，MiUer(1977)認(rèn)為在賣空約束下投資者的異質(zhì)預(yù)期會(huì)推高股票價(jià)格的觀點(diǎn)并不完全正確，股票價(jià)格更加受到投資者的非理性行為影響。

對(duì)方程3的檢驗(yàn)結(jié)果可以看出，在綜合考慮所有因素后，方程的解釋力度均有所提高。股票特異波動(dòng)性變量的顯著程度有所提高，可能是變量之間的少量相關(guān)性所致。在公司特征變量中，交易規(guī)模(Rz)和是否關(guān)聯(lián)交易(RT)的檢驗(yàn)結(jié)果并不顯著，但并購前三年的平均資產(chǎn)收益率(ROA)指標(biāo)卻呈現(xiàn)出顯著性。即并購前公司的業(yè)績?cè)胶?，投資者對(duì)并購的預(yù)期越高，股價(jià)高估的可能性越大，因此并購后股價(jià)向“均值”的回歸帶來了收益更大幅度的下調(diào)。

(三)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

我們采用了兩種方法進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。一是將樣本按年度分組，用Turnover和CEFD分別作為投資者情感指數(shù)，對(duì)方程3進(jìn)行檢驗(yàn)。

另外，本文構(gòu)造了時(shí)間序列檢驗(yàn)?zāi)Ｐ瓦M(jìn)一步非理性行為因素對(duì)股票超額收益的影響。檢驗(yàn)結(jié)果(因篇幅原因，省略了檢驗(yàn)結(jié)果)顯示，除了2002年的檢驗(yàn)效果較差外，其年度的檢驗(yàn)均與前述檢驗(yàn)結(jié)果基本吻合，而非理性行為對(duì)超額收益的滯后影響大約在30日左右。

四、結(jié)論

本文運(yùn)用事件研究法，對(duì)2002至2005年的滬深上市公司并購行為進(jìn)行了調(diào)查，發(fā)現(xiàn)反映投資者非理性行為的市場(chǎng)換手率、封閉式基金折價(jià)指數(shù)和個(gè)股超額換手率與公司并購后超額收益存在顯著負(fù)相關(guān)關(guān)系。并購公司的資產(chǎn)收益率對(duì)公司并購后的超額收益也有顯著影響。我們采用分年度的數(shù)據(jù)和時(shí)間序列檢驗(yàn)也同樣支持了這一結(jié)論。因此，投資者非理性行為是并購公司股票價(jià)格出現(xiàn)過度反應(yīng)的主要原因，證券定價(jià)模型中應(yīng)該充分考慮投資者的非理性行為這一因素。