一、引言

中央企業(yè)作為國(guó)有經(jīng)濟(jì)的主導(dǎo)力量，其發(fā)展涉及國(guó)民經(jīng)濟(jì)布局和戰(zhàn)略結(jié)構(gòu)調(diào)整等關(guān)鍵因素。為了加快推進(jìn)國(guó)有經(jīng)濟(jì)布局和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)并最終培育一批具有國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)力的大型跨國(guó)企業(yè)，2003—2012年，經(jīng)過(guò)一系列的并購(gòu)整合，中央企業(yè)的數(shù)量由原先的179家縮減為117家。根據(jù)Wind的數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)，到2012年中央企業(yè)的總資產(chǎn)已達(dá)到約27萬(wàn)億元，但前一年央企的總資產(chǎn)回報(bào)率約為3.2%，低于當(dāng)年1年期存款利息。總資產(chǎn)回報(bào)率這一衡量企業(yè)績(jī)效的重要指標(biāo)值明顯低于國(guó)外同類(lèi)企業(yè)的水平，尤其在鋼鐵、電信、石油等幾個(gè)行業(yè)中更是如此。那么在并購(gòu)的戰(zhàn)略已基本完成的情況下，央企的績(jī)效究竟有沒(méi)有通過(guò)并購(gòu)得到提高?

并購(gòu)是企業(yè)做大做強(qiáng)的有效途徑，國(guó)際上優(yōu)秀的大公司大多都經(jīng)歷過(guò)數(shù)次并購(gòu)交易。盡管西方大型企業(yè)的并購(gòu)基本上都是基于自身發(fā)展需要的市場(chǎng)化行為，但是這種基于市場(chǎng)化考慮的企業(yè)并購(gòu)是否會(huì)改善企業(yè)績(jī)效仍然存在爭(zhēng)論。同樣，我國(guó)央企的并購(gòu)重組究竟是否提升了企業(yè)績(jī)效也需要通過(guò)實(shí)證分析來(lái)驗(yàn)證，這也就是本文研究的主要目的。本文研究發(fā)現(xiàn)并購(gòu)對(duì)央企上市公司的績(jī)效影響持續(xù)為負(fù);同時(shí)期發(fā)生的民企上市公司的并購(gòu)除當(dāng)年對(duì)公司績(jī)效的影響為正外，后面四年的影響也基本為負(fù)。本文的主要貢獻(xiàn)有兩點(diǎn):其一，使用主成分分析法來(lái)計(jì)算獲得央企上市公司綜合績(jī)效從而使得對(duì)于央企績(jī)效的衡量更加全面準(zhǔn)確;其二，作為對(duì)比同時(shí)也研究民企并購(gòu)行為與其綜合績(jī)效的關(guān)系，使得本文獲得的關(guān)于央企上市公司并購(gòu)與公司績(jī)效之間關(guān)系的結(jié)論更加可靠。

現(xiàn)有文獻(xiàn)一般把并購(gòu)的動(dòng)因歸結(jié)為“代理問(wèn)題”(agency)、“協(xié)同效應(yīng)” (synergy)、“管理者自負(fù)”(hubris)三個(gè)主要原因 (Berkovitch和 Narayanan，1993)［1］。國(guó)外企業(yè)并購(gòu)的動(dòng)因主要是根據(jù)企業(yè)自身發(fā)展的需要，并且由公司的管理層決定是否進(jìn)行并購(gòu)。但是我國(guó)中央企業(yè)并購(gòu)主要來(lái)自于政府的決策。中央企業(yè)并購(gòu)的原因主要有兩點(diǎn):其一，在國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)中做大做強(qiáng)。中國(guó)大型企業(yè)集團(tuán)就其規(guī)模而言，有很多已躋身世界500強(qiáng)前列;但就核心競(jìng)爭(zhēng)力、經(jīng)濟(jì)效益、國(guó)際營(yíng)運(yùn)能力以及風(fēng)險(xiǎn)控制能力而言和國(guó)際著名企業(yè)還有相當(dāng)大的差距。其二，調(diào)整國(guó)有經(jīng)濟(jì)布局和戰(zhàn)略結(jié)構(gòu)。中央政府致力于讓央企通過(guò)戰(zhàn)略重組，調(diào)整數(shù)量和布局，從部分次要領(lǐng)域退出，進(jìn)入到關(guān)系經(jīng)濟(jì)命脈的重要行業(yè)和關(guān)鍵領(lǐng)域。很顯然，央企實(shí)施并購(gòu)的最終目的就是通過(guò)并購(gòu)提高央企的綜合績(jī)效。

相關(guān)研究認(rèn)為政府干預(yù)企業(yè)并購(gòu)的動(dòng)因一般可以分為兩類(lèi):公共利益理論和自身利益理論。Mitnick(1980)［2］認(rèn)為政府為滿足社會(huì)管理需要而干預(yù)企業(yè)并購(gòu)，目的是為了增進(jìn)社會(huì)福利。Weidenbaum(1995)［3］認(rèn)為市場(chǎng)失靈和資源配置無(wú)效時(shí)，政府通過(guò)看得見(jiàn)的手實(shí)施調(diào)控以糾正市場(chǎng)失靈。Shleifer和Vishny(1993)［4］研究發(fā)現(xiàn)特殊利益集團(tuán)為滿足個(gè)人私利所以會(huì)通過(guò)政府干預(yù)并購(gòu)。陳信元和黃俊(2007)［5］認(rèn)為，地方政府官員通過(guò)并購(gòu)等運(yùn)作方式擴(kuò)大企業(yè)規(guī)模而滿足局部利益;同時(shí)出于政治上的考慮來(lái)做大企業(yè)，推動(dòng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展、降低失業(yè)率等。潘紅波等 (2008)［6］則認(rèn)為地方政府為了實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)社會(huì)目標(biāo)而干預(yù)本地企業(yè)并購(gòu)來(lái)支持或掠奪本地的上市公司。La Porta等人 (1999)［7］的研究發(fā)現(xiàn)政府的確會(huì)有干預(yù)企業(yè)并購(gòu)的行為。政府主導(dǎo)的企業(yè)并購(gòu)，很可能會(huì)受到政府官員的干預(yù)。所以，在并購(gòu)活動(dòng)中，中央企業(yè)追求并購(gòu)效益以及實(shí)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)布局和戰(zhàn)略結(jié)構(gòu)調(diào)整的目標(biāo)很多時(shí)候和企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)狀況及股東的利益不相一致。盡管政府參與主導(dǎo)并購(gòu)交易的初衷是好的，但是否達(dá)到了預(yù)期的效果卻需要通過(guò)實(shí)證分析來(lái)驗(yàn)證。

本文后面部分的結(jié)構(gòu)如下:第二部分對(duì)并購(gòu)企業(yè)的綜合績(jī)效進(jìn)行衡量;第三部分用多元回歸模型對(duì)并購(gòu)和企業(yè)績(jī)效之間的關(guān)系進(jìn)行分析;第四部分是研究結(jié)論。

二、公司績(jī)效評(píng)價(jià)模型的構(gòu)建

為了避免單一財(cái)務(wù)指標(biāo)的局限性，本文采用綜合財(cái)務(wù)指標(biāo)法來(lái)衡量一個(gè)公司的經(jīng)營(yíng)狀況。在用單一財(cái)務(wù)指標(biāo)來(lái)分析公司并購(gòu)績(jī)效時(shí)，現(xiàn)有文獻(xiàn)中的這些財(cái)務(wù)指標(biāo)主要包括:反映企業(yè)盈利能力的ROA、ROE、EPS，或EVA方法、托賓Q等。但是，采用這些單一的指標(biāo)不能全面反映企業(yè)并購(gòu)以后所實(shí)現(xiàn)的價(jià)值增長(zhǎng)，而且都具有較大的局限性。我國(guó)目前上市公司的績(jī)效衡量指標(biāo)都由于企業(yè)本身一些不符合上市公司規(guī)范的地方而導(dǎo)致單獨(dú)采用任何一個(gè)指標(biāo)都會(huì)不夠全面準(zhǔn)確。Bruner(2002)［8］的研究指出財(cái)務(wù)指標(biāo)法是學(xué)術(shù)界研究公司并購(gòu)績(jī)效經(jīng)常采用的一種方法。所以，本文采用能夠綜合反映企業(yè)績(jī)效的綜合財(cái)務(wù)指標(biāo)法來(lái)衡量上市公司并購(gòu)前后的績(jī)效。

1.公司績(jī)效評(píng)價(jià)指標(biāo)的選擇。

本文采用綜合財(cái)務(wù)指標(biāo)法從多個(gè)角度考察并購(gòu)?fù)瓿珊笃髽I(yè)的經(jīng)營(yíng)狀況。國(guó)資委于2006年9月頒布了《中央企業(yè)綜合績(jī)效評(píng)價(jià)實(shí)施細(xì)則》。該《細(xì)則》構(gòu)建了國(guó)有企業(yè)綜合績(jī)效評(píng)價(jià)指標(biāo)體系，其中財(cái)務(wù)績(jī)效定量評(píng)價(jià)指標(biāo)由衡量企業(yè)運(yùn)營(yíng)能力、盈利能力、償債能力、經(jīng)營(yíng)增長(zhǎng)能力四個(gè)方面的指標(biāo)構(gòu)成。本文據(jù)此選擇了八項(xiàng)指標(biāo)作為對(duì)上市公司并購(gòu)績(jī)效的綜合評(píng)價(jià)指標(biāo) (詳見(jiàn)表1)。

表1 實(shí)證分析選用的財(cái)務(wù)指標(biāo)

本文構(gòu)建包含了以上八項(xiàng)基本指標(biāo)的綜合評(píng)價(jià)指標(biāo)。為了有效地衡量并購(gòu)?fù)瓿珊笃髽I(yè)的績(jī)效變化情況，這里采用主成分分析法 (Principal Components Analysis)分年度構(gòu)建公司績(jī)效的綜合得分函數(shù)。主成分分析法通過(guò)數(shù)學(xué)變換的方法尋找眾多變量的公共因素，以此來(lái)簡(jiǎn)化變量存在的復(fù)雜關(guān)系。運(yùn)用這個(gè)方法能將多個(gè)變量綜合為少數(shù)幾個(gè)因子，而這些因子則可以再現(xiàn)原始變量與因子之間的相關(guān)關(guān)系;通過(guò)這些步驟就可以達(dá)到簡(jiǎn)化變量、降低變量維數(shù)和對(duì)原始變量再解釋及命名的目的。其綜合得分模型為:

這里，F(xiàn)it為公司i在t年的綜合得分，反映i公司當(dāng)年的綜合績(jī)效;Yit為第i個(gè)因子在t年的得分;Wit為權(quán)重，是第i個(gè)因子的方差貢獻(xiàn)率;m為提取的因子個(gè)數(shù)。

采用主成分分析法會(huì)涉及基本指標(biāo)賦權(quán)的問(wèn)題。本文將采用主成分分析法給基本指標(biāo)賦權(quán)，即通過(guò)SPSS軟件對(duì)2007—2011年所有A股上市公司的基本指標(biāo)逐年提取主成分，進(jìn)而構(gòu)建綜合評(píng)價(jià)模型。本文中對(duì)基本指標(biāo)賦權(quán)的過(guò)程，能夠客觀反映并購(gòu)事件對(duì)企業(yè)績(jī)效的影響。

2.數(shù)據(jù)的選取與來(lái)源。

本文數(shù)據(jù)來(lái)自于CCER(中國(guó)經(jīng)濟(jì)金融研究服務(wù)平臺(tái))、CSMAR(國(guó)泰安數(shù)據(jù)庫(kù))以及萬(wàn)德 (Wind)數(shù)據(jù)庫(kù)。本文選取2007—2011年A股上市公司為研究樣本，并采集這五年的樣本公司基本指標(biāo)數(shù)據(jù)作為本文的原始變量數(shù)據(jù)，然后分年度計(jì)算A股上市公司的綜合績(jī)效。之所以選擇2007—2011年作為研究區(qū)間，主要基于兩個(gè)原因:一是2007年以后國(guó)家實(shí)施了新會(huì)計(jì)準(zhǔn)則，為了獲得連續(xù)的會(huì)計(jì)信息、消除會(huì)計(jì)準(zhǔn)則變動(dòng)對(duì)于公司財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)的影響;二是2007年以后進(jìn)入央企的第二個(gè)經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)考核期，也是央企整合快速發(fā)展的時(shí)期。第一階段央企一共減少了37家。隨著整合的深入，央企的重組難度增大，為了完成四年內(nèi)減少60～70家的目標(biāo)，整合的一再提速勢(shì)必會(huì)令人對(duì)重組過(guò)程是否存在行政干預(yù)從而導(dǎo)致企業(yè)做出非理性選擇產(chǎn)生疑慮，所以研究區(qū)間選擇這五年會(huì)更有意義。本文的研究正是基于2007—2011年這五年企業(yè)財(cái)務(wù)指標(biāo)的變化來(lái)考察并購(gòu)對(duì)企業(yè)績(jī)效的影響。為了提高本文研究結(jié)論的可靠性，本文從數(shù)據(jù)樣本中刪除了會(huì)計(jì)期間內(nèi)財(cái)務(wù)指標(biāo)無(wú)法獲得的公司，也刪除了ST等具有財(cái)務(wù)異常情況的公司，最終篩選出1 409家A股上市公司。

由于篇幅所限，本文略去了主成分分析法的具體過(guò)程。根據(jù)因子等分系數(shù)矩陣可以得到主成分得分方程，根據(jù)得分方程計(jì)算得到某公司所有觀測(cè)期間內(nèi)的綜合得分。

計(jì)算各年的綜合得分函數(shù)。

2007年的綜合得分函數(shù):

2008年的綜合得分函數(shù):

2009年的綜合得分函數(shù):

2010年的綜合得分函數(shù):

2011年的綜合得分函數(shù):

以上是全部五年各公司的綜合得分函數(shù)，據(jù)此可以計(jì)算1 409家上市公司2007—2011各年的綜合得分，來(lái)評(píng)價(jià)其綜合績(jī)效。

三、央企上市公司并購(gòu)績(jī)效的多元回歸分析

(一)本文的模型設(shè)計(jì)

本文所采用的研究數(shù)據(jù)屬于面板數(shù)據(jù)，并借鑒Díaz等人 (2004)［9］文章中的方法。采用 2007—2011年五年間的面板數(shù)據(jù)，利用多元回歸模型來(lái)分析中央企業(yè)上市公司和民企上市公司并購(gòu)績(jī)效的變動(dòng)。本文的回歸分析分別采用兩個(gè)樣本數(shù)據(jù)來(lái)進(jìn)行，即中央企業(yè)上市公司樣本和民企上市公司樣本。經(jīng)過(guò)Hausman檢驗(yàn)對(duì)數(shù)據(jù)的檢驗(yàn)，本文最終采用固定效應(yīng)模型。

為了構(gòu)建擬合度充分的多元回歸分析模型，除了模型中代表并購(gòu)事件的虛擬變量以外，模型中的控制變量是根據(jù)現(xiàn)有相關(guān)重要文獻(xiàn)中的變量來(lái)選取的，但是變量的具體選擇也考慮到了中央企業(yè)并購(gòu)的特殊性。本文的模型中主要包括了三類(lèi)控制變量，即股權(quán)結(jié)構(gòu)變量、公司治理變量和資本結(jié)構(gòu)變量。公司股權(quán)結(jié)構(gòu)在決定企業(yè)并購(gòu)的績(jī)效中具有重要的作用。國(guó)內(nèi)外研究股權(quán)集中度和公司績(jī)效之間關(guān)系的文獻(xiàn)很多。例如，Jensen(1986)［10］研究了美國(guó)上市公司績(jī)效和股權(quán)結(jié)構(gòu)之間關(guān)系的問(wèn)題。國(guó)內(nèi)關(guān)于股權(quán)結(jié)構(gòu)和并購(gòu)績(jī)效的研究更是發(fā)現(xiàn)了二者之間的顯著關(guān)系。例如，馮根福和吳林江 (2001)［11］發(fā)現(xiàn)第一大股東的持股比例對(duì)并購(gòu)績(jī)效有顯著正影響。公司治理結(jié)構(gòu)的變化也會(huì)受到并購(gòu)交易的影響，從而影響公司的績(jī)效。李善民和張媛春 (2009)［12］發(fā)現(xiàn)管理層持股能夠減少管理層為謀取私利而從事有損于股東價(jià)值的并購(gòu)行為。關(guān)于公司資本結(jié)構(gòu)的變量，Maloney等人 (1993)［13］認(rèn)為并購(gòu)交易完成后企業(yè)的資本結(jié)構(gòu)會(huì)更加合理。Park和Jang(2013)［14］的研究發(fā)現(xiàn)并購(gòu)會(huì)使并購(gòu)公司的資本結(jié)構(gòu)發(fā)生調(diào)整，從而引發(fā)并購(gòu)公司在現(xiàn)金流、資本成本等方面的調(diào)整，并最終影響公司的并購(gòu)績(jī)效。因此在模型中我們也加入資本結(jié)構(gòu)變量。此外，由于公司規(guī)模和并購(gòu)交易的超額收益有顯著相關(guān)性(Moeller等人，2004)［15］，所以模型中的控制變量也包括公司規(guī)模。具體來(lái)說(shuō)，我們用第一大股東持股比例、股權(quán)制衡度、股權(quán)集中度三個(gè)變量來(lái)衡量公司的股權(quán)結(jié)構(gòu);用董事會(huì)規(guī)模、獨(dú)立董事比例、高管薪酬、高管隱性收益、高管人員持股比例五個(gè)變量來(lái)衡量公司治理;用總資產(chǎn)負(fù)債率來(lái)衡量公司融資結(jié)構(gòu);最后以公司總資產(chǎn)來(lái)衡量公司規(guī)模。這些控制變量的定義列示在表2中。

表2 控制變量說(shuō)明

本文所采用的多元回歸模型的具體結(jié)構(gòu)如下:

模型中變量解釋如下:

1.因變量:Per_Fit是樣本公司2007—2011年五年間的綜合績(jī)效，在本文的第三部分已經(jīng)用主成分分析法計(jì)算得出。

2.并購(gòu)事件變量:MA_Tit為并購(gòu)事件虛擬變量，其系數(shù)αT表示并購(gòu)發(fā)生T年后，并購(gòu)事件虛擬變量的系數(shù)。MA_Tit為虛擬變量，所以如果公司發(fā)生并購(gòu)則取1，并在其隨后年份都取1;未發(fā)生并購(gòu)則取0，直到該公司發(fā)生并購(gòu)時(shí)取1。T表示并購(gòu)后的年數(shù)。2007年至2011年共五年，所以T取值為0到4;T=0表示并購(gòu)當(dāng)年，T=1表示并購(gòu)后一年，依此類(lèi)推。例如MA_0it=1，表示i公司在t年首次發(fā)生并購(gòu) (t=2007，2008，…，2011)，那么MA_1it+1必取1，表示i公司一年前發(fā)生了并購(gòu)，同理MA_2it+2必然取1，表示i公司兩年前發(fā)生了并購(gòu)。

3.控制變量的定義見(jiàn)表2。

4.模型中δi表示個(gè)體固定效應(yīng)，用來(lái)控制不隨時(shí)間變化的難以觀測(cè)的變量。εit為隨機(jī)誤差項(xiàng)。

(二)研究樣本的選擇與數(shù)據(jù)來(lái)源

這里對(duì)在前文中已獲得其綜合績(jī)效值的1 409家樣本公司進(jìn)行篩選。關(guān)于企業(yè)實(shí)際控制人的信息和并購(gòu)事件的有關(guān)數(shù)據(jù)來(lái)自于Wind資訊數(shù)據(jù)庫(kù)和國(guó)泰安數(shù)據(jù)庫(kù)。根據(jù)年報(bào)中股東及股東變更情況進(jìn)行核實(shí)，確保2007—2011年公司實(shí)際控制人屬性未發(fā)生變更。按照實(shí)際控制人為國(guó)有的標(biāo)準(zhǔn)，共篩選出247家中央企業(yè)上市公司和410家非央企上市公司。2007—2011年之間共發(fā)生多起并購(gòu)事件，本文為了研究結(jié)果的普適性和有效性，按照三條標(biāo)準(zhǔn)選擇樣本:第一，考慮到央企上市公司并購(gòu)的規(guī)模一般較大，本文只選取并購(gòu)標(biāo)的價(jià)格在1 000萬(wàn)以上的交易;第二，剔除ST、*ST等交易狀態(tài)異動(dòng)的公司，以減小其他經(jīng)濟(jì)因素對(duì)績(jī)效的影響;第三，由于金融類(lèi)企業(yè)和其他行業(yè)類(lèi)的企業(yè)在適用的監(jiān)管法規(guī)、會(huì)計(jì)制度和會(huì)計(jì)特征等方面的不同，因而也被剔除。最終篩選出325起并購(gòu)事件，其中央企上市公司并購(gòu)事件132起，私人部門(mén)上市公司并購(gòu)事件193起?？刂谱兞康臄?shù)據(jù)主要來(lái)自于WIND資訊數(shù)據(jù)庫(kù)和CCER中國(guó)經(jīng)濟(jì)金融研究服務(wù)平臺(tái)。由于個(gè)別數(shù)據(jù)缺失，因而這里采用針對(duì)非平衡面板數(shù)據(jù)的方法進(jìn)行分析。

(三)實(shí)證檢驗(yàn)的結(jié)果及分析

1.多元回歸分析結(jié)果及其檢驗(yàn)。

在進(jìn)行回歸分析之前，我們先利用Hausman檢驗(yàn)確定了應(yīng)當(dāng)使用固定效應(yīng)模型進(jìn)行回歸分析，并且根據(jù)Wald檢驗(yàn)確定了采用可行廣義最小二乘法(FGLS)對(duì)參數(shù)進(jìn)行估計(jì)。另外，利用方差膨脹因子(VIF)和容許度 (TOL)兩項(xiàng)指標(biāo)對(duì)所有變量進(jìn)行檢驗(yàn)，沒(méi)有發(fā)現(xiàn)變量之間有多重共線性的問(wèn)題。對(duì)中央企業(yè)上市公司數(shù)據(jù)進(jìn)行多元回歸分析的結(jié)果顯示在表3中。表中的結(jié)果顯示并購(gòu)當(dāng)年和并購(gòu)后的四年里中央企業(yè)并購(gòu)事件變量的系數(shù)都是顯著為負(fù)的，說(shuō)明并購(gòu)?fù)瓿珊蟮乃哪陜?nèi)中央企業(yè)上市公司的績(jī)效并未改善。模型中的變量“股權(quán)集中度”的系數(shù)顯著為負(fù)，說(shuō)明股權(quán)過(guò)分集中對(duì)央企的績(jī)效有負(fù)面的作用。變量“高管隱性收益”的系數(shù)顯著為正，說(shuō)明高管的隱性收益越高，則并購(gòu)后企業(yè)的綜合績(jī)效越好;這個(gè)結(jié)果表明高管本身的隱性收益和企業(yè)并購(gòu)后的績(jī)效有正向的相關(guān)性。變量“資產(chǎn)負(fù)債率”的系數(shù)顯著為負(fù)，說(shuō)明中央企業(yè)的負(fù)債率越高，對(duì)于并購(gòu)企業(yè)的綜合績(jī)效有負(fù)面的影響。其他解釋變量的估計(jì)系數(shù)均不顯著。模型R2為0.49，模型的F檢驗(yàn)值也是顯著的，說(shuō)明模型的擬合度良好。

表3 央企上市公司多元回歸分析

續(xù)前表

表4中民營(yíng)企業(yè)上市公司的回歸分析結(jié)果顯示并購(gòu)發(fā)生當(dāng)年和并購(gòu)?fù)瓿芍蟮牡谒哪瓴①?gòu)事件變量的估計(jì)系數(shù)都是顯著的，但系數(shù)的符號(hào)相反。具體說(shuō)來(lái)，并購(gòu)發(fā)生當(dāng)年的并購(gòu)事件變量系數(shù)顯著為正，說(shuō)明并購(gòu)事件對(duì)于并購(gòu)當(dāng)年的民企綜合績(jī)效有顯著的正影響。但并購(gòu)?fù)瓿珊蟮那叭?，并?gòu)事件變量的系數(shù)都不顯著，說(shuō)明在這三年里企業(yè)的綜合績(jī)效和并購(gòu)事件之間無(wú)顯著關(guān)系。但是在并購(gòu)?fù)瓿珊蟮牡谒哪?，并?gòu)事件對(duì)于民營(yíng)企業(yè)綜合績(jī)效的影響為負(fù)。模型的F檢驗(yàn)值顯著;模型的R2值為0.52，說(shuō)明方程擬合度較好。

表4 民企公司多元回歸分析

續(xù)前表

2.分析結(jié)果的穩(wěn)健性分析。

我們接著對(duì)多元回歸結(jié)果進(jìn)行穩(wěn)健性分析。由于本文的主要目的是研究并購(gòu)事件和企業(yè)并購(gòu)后績(jī)效之間的關(guān)系，所以我們用另一個(gè)常用的衡量經(jīng)營(yíng)績(jī)效的變量來(lái)代替本文所采用的綜合績(jī)效指標(biāo);如果這時(shí)候得出的關(guān)于并購(gòu)事件和企業(yè)績(jī)效之間關(guān)系的結(jié)論和前面的結(jié)果基本一致，則說(shuō)明我們前面得到的分析結(jié)果是可靠的。由于近年來(lái)越來(lái)越多的相關(guān)研究把度量公司現(xiàn)金流的變量作為衡量企業(yè)績(jī)效的有效指標(biāo) (Faulkender等人，2012)［16］，所以我們采用了經(jīng)營(yíng)現(xiàn)金流的總資產(chǎn)收益率 (CFR)(Healy等人，1992)［17］來(lái)代替綜合績(jī)效進(jìn)一步檢驗(yàn)本文回歸分析結(jié)果的穩(wěn)健性。我們發(fā)現(xiàn)穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果表明本文的主要研究結(jié)論沒(méi)有改變。用總資產(chǎn)收益率代替綜合績(jī)效指標(biāo)以后的央企上市公司和民企上市公司的多元回歸分析結(jié)果分別見(jiàn)表5和表6。

表5 央企上市公司的穩(wěn)健性檢驗(yàn)

續(xù)前表

表6 民企上市公司的穩(wěn)健性檢驗(yàn)

續(xù)前表

從表5中的回歸分析結(jié)果可以看出，對(duì)央企上市公司來(lái)說(shuō)，在并購(gòu)的當(dāng)年和并購(gòu)?fù)瓿珊蟮乃哪昀锊①?gòu)事件變量的系數(shù)依然都是顯著為負(fù)，這和前面采用綜合績(jī)效作為因變量時(shí)的分析結(jié)果一致。這說(shuō)明使用衡量現(xiàn)金流的解釋變量時(shí)，并購(gòu)事件對(duì)于企業(yè)績(jī)效的影響仍然為負(fù)。解釋變量中的“總資產(chǎn)負(fù)債率”的系數(shù)顯著為負(fù)，這和前面的回歸分析結(jié)果一致。解釋變量“股權(quán)集中度”和“高管隱性收益”系數(shù)雖然仍然顯著，但系數(shù)的符號(hào)和前面模型中相應(yīng)系數(shù)的符號(hào)相反。模型總體顯著，R2為 0.74，F(xiàn)檢驗(yàn)值為15.54，說(shuō)明模型擬合度較好。所以，用經(jīng)營(yíng)現(xiàn)金流的總資產(chǎn)收益率 (CFR)代替綜合績(jī)效對(duì)方程進(jìn)行回歸分析，在最重要的并購(gòu)事件變量上與前文中的結(jié)果一致。

民企上市公司穩(wěn)健性檢驗(yàn)的回歸分析結(jié)果顯示在表6里?；貧w結(jié)果顯示并購(gòu)事件變量在并購(gòu)當(dāng)年的系數(shù)顯著為負(fù) (原模型中在并購(gòu)當(dāng)年并購(gòu)事件變量的系數(shù)顯著為正);但并購(gòu)后四年中的并購(gòu)事件變量系數(shù)與原模型中的結(jié)果一致，即都顯著為負(fù)。在其他解釋變量中，股權(quán)結(jié)構(gòu)變量和原模型中的結(jié)果一致;但是公司治理變量、融資結(jié)構(gòu)變量以及公司規(guī)模變量的估計(jì)系數(shù)雖然顯著，但是系數(shù)的符號(hào)和原模型中相應(yīng)系數(shù)的符號(hào)相反。模型的R2為0.61，F(xiàn)檢驗(yàn)值為8.56，說(shuō)明方程擬合度較好。這里可以看出，最重要的并購(gòu)事件變量除并購(gòu)當(dāng)年外，和原模型中的結(jié)果基本一致，基本不改變?cè)Ｐ汀安①?gòu)未改善民企上市公司績(jī)效”的結(jié)論。

(四)回歸結(jié)果分析

總之，上面的回歸分析結(jié)果顯示中央企業(yè)上市公司并購(gòu)當(dāng)年以及并購(gòu)后四年的并購(gòu)事件變量均顯著為負(fù)，說(shuō)明并購(gòu)并未改善央企上市公司的績(jī)效，甚至并購(gòu)交易導(dǎo)致央企上市公司的績(jī)效變差。此外，我們發(fā)現(xiàn)民營(yíng)企業(yè)上市公司的并購(gòu)對(duì)公司當(dāng)年的績(jī)效有正向影響，但并購(gòu)后四年中績(jī)效總體也轉(zhuǎn)差。由于民營(yíng)上市公司的并購(gòu)決策在投資者的觀念中應(yīng)該是企業(yè)基于自身發(fā)展的需要和市場(chǎng)的選擇，所以更有可能在宣布后獲得市場(chǎng)上投資者的正面反映。這種情況下，民營(yíng)企業(yè)并購(gòu)事件的宣布很可能會(huì)使得市場(chǎng)有過(guò)度的正向反映，反映到企業(yè)當(dāng)年的績(jī)效上就是并購(gòu)事件和績(jī)效的正相關(guān)性，這是公司理財(cái)研究中信號(hào)效應(yīng) (SignalingEffect)的 常 見(jiàn) 現(xiàn) 象 (John和 Williams，1985)［18］。另外，如果和國(guó)內(nèi)關(guān)于并購(gòu)績(jī)效的相關(guān)研究加以比較就會(huì)發(fā)現(xiàn)大部分的研究結(jié)論基本一致，但他們的研究對(duì)象不是央企上市公司，而是一般性的上市公司或者地方國(guó)有企業(yè)。

四、研究結(jié)論

本文考察了中央企業(yè)上市公司并購(gòu)對(duì)于公司績(jī)效的影響，并以民企上市公司作為參照組來(lái)比較兩類(lèi)公司在并購(gòu)前后經(jīng)營(yíng)績(jī)效的變化。研究發(fā)現(xiàn)，并購(gòu)活動(dòng)從當(dāng)年到并購(gòu)后四年對(duì)中央企業(yè)上市公司的績(jī)效具有顯著的負(fù)影響，所以并購(gòu)活動(dòng)并沒(méi)能改善央企上市公司的績(jī)效。同時(shí)，民企上市公司的并購(gòu)活動(dòng)對(duì)公司績(jī)效盡管在當(dāng)年有正的影響，但隨后的年份對(duì)其績(jī)效的影響基本為負(fù)。由于央企在國(guó)民經(jīng)濟(jì)中居于非常重要的地位，因此應(yīng)當(dāng)高度重視央企并購(gòu)的決策過(guò)程和論證起點(diǎn)首先是要從企業(yè)本身的發(fā)展需要和所在行業(yè)的內(nèi)在特征和發(fā)展趨勢(shì)來(lái)考慮。其次，在并購(gòu)過(guò)程中應(yīng)對(duì)企業(yè)的并購(gòu)計(jì)劃根據(jù)具體經(jīng)營(yíng)情況和企業(yè)所在行業(yè)的發(fā)展態(tài)勢(shì)隨時(shí)進(jìn)行調(diào)整，準(zhǔn)確評(píng)估企業(yè)面臨的潛在風(fēng)險(xiǎn)。另外，在并購(gòu)初步完成后，要根據(jù)企業(yè)內(nèi)外的具體情況，對(duì)于公司在管理、技術(shù)、人才、科技水平等方面的具體做法適時(shí)做出調(diào)整，以符合企業(yè)并購(gòu)?fù)瓿珊蟮膽?zhàn)略需要。只有這樣，我國(guó)央企未來(lái)的并購(gòu)重組才可能達(dá)到預(yù)期的宏觀經(jīng)濟(jì)目標(biāo)并服從于我國(guó)經(jīng)濟(jì)戰(zhàn)略發(fā)展的需要。