賈釗澤

（新疆財經(jīng)大學 工商管理學院，新疆 烏魯木齊 830012）

一、引言

近年來我們國家并購事件已經(jīng)成為企業(yè)擴張，快速有效進入新領(lǐng)域、新行業(yè)的有效途徑。尤其今年來我國互聯(lián)網(wǎng)的發(fā)展，使得新行業(yè)新領(lǐng)域不斷出現(xiàn)，因此并購又掀起了新的浪潮。

隨著我國資本市場的發(fā)展，并購已經(jīng)成為企業(yè)擴大規(guī)模、產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型的重要途徑之一。然而并購是否成功卻受到諸多因素的影響，如并購對象的選擇、支付方式、股權(quán)結(jié)構(gòu)、融資約束等等。當然所有的主并公司在進行并購時并非都資金充足，對于部分企業(yè)融資約束也是很多主并公司不得不面對的問題。而對于并購績效來說，分為短期績效和長期績效。短期績效以并購事件發(fā)生時的股價為基礎來研究并購事件的影響，長期績效則衡量的是并購三年左右主并方整合和發(fā)展情況。因此本文在此基礎上研究存在融資約束的公司對并購短期績效和長期績效的影響研究。

二、假設研究與模型構(gòu)建

（一）假設研究

1.融資約束對短期并購績效的影響

Almeida（2004）和Campello（2010）研究表明，融資約束程度高的企業(yè)傾向于具有高利潤的投資企業(yè)，但是為了維持企業(yè)內(nèi)部市場的固定資金需求，以及預防企業(yè)高位低谷期，企業(yè)選取放棄高利潤的投資機遇[1,2]。并且融資約束企業(yè)在進行投資時，市場反饋出不利企業(yè)的信息，進而造成投資者對主并企業(yè)信心不足，進而不但不會因為并購消息的釋放形成股價上漲，反倒會因為融資約束導致股價下降。因此，本文提出假設：

H1：融資約束對短期并購績效產(chǎn)生負向影響

2.融資約束對并購績效的影響

根據(jù)自由現(xiàn)金流的代理成本理論，融資約束的企業(yè)管理層控制的自由現(xiàn)金流量較少，管理層在面臨突發(fā)事件時可供其調(diào)用的現(xiàn)金流量較少，管理層的控制權(quán)降低，代理成本將降低，最終會提升企業(yè)的價值[3]。存在融資約束的公司，面臨的外源融資成本較高，內(nèi)部可調(diào)動資金較少，所以管理層在面臨融資約束時做出并購決策將更加謹慎。無融資約束企業(yè)的管理層卻有更多的可支配現(xiàn)金流，面臨投資機會時，容易過度投資，從而降低企業(yè)的投資績效。因此，提出本文假設：

H2:融資約束和并購績效是正相關(guān)關(guān)系，融資約束程度越高并購績效越高

（二）模型構(gòu)建

1.檢驗假設一設計模型1如下：

2.檢驗假設二設計模型2如下：

三、研究設計

（一）變量選擇

本文的變量主要有被解釋變量、解釋變量和控制變量。被解釋變量為并購績效，本文將并購績效分為長期績效和短期績效分別進行衡量和回歸分析。解釋變量為融資約束，本文選擇況文學（2010）融資約束模型對融資約束進行度量?？刂谱兞繛榈谝淮蠊蓶|持股比例、資產(chǎn)負債率、國有股比例和相對交易規(guī)模。

表3-1 變量名稱表

（二）變量的衡量

1.短期并購績效的度量

并購短期績效的測量采用基于事件研究法的累計異常收益率（CAR）進行衡量。事件研究法作為金融實證研究的主要方法之一，被我國學者所廣泛使用（張新，2003；洪道麟，2006）[4,5]。該方法可以直接放映事件前后股東財富的變化，也能過避免因會計利潤指標易受干擾和操縱，造成無法有效衡量并購績效的問題。

首先，本文使用累計超額收益率（CAR）作為并購績效指標，測量并購首次公告日當天及前后30天的股票價格的累計超額收益。具體計算方法為：首先運用市場模型法，即其中代表t時刻考慮現(xiàn)金紅利在投資的股票i的日收益率；代表t時刻考慮現(xiàn)金紅利在再投資的分市場m的日收益率，選取并購首次公告日前后150交易日，至宣告日前30個交易日作為該模型的估計區(qū)間，計算出并購首次公告日前后30個交易日的預期收益。然后，利用首次宣告日前后30個交易日的實際收益減去相應的預期收益。然后，利用并購首次宣告日前后30個交易日實際收益減去相應的預期收益，計算并購首次宣告日前后30天的日常收益（AR）。最后將并購宣告日前后30天的異常收益加總，得到60天累計超額收益CAR。

2.長期并購績效的度量

長期持有超常收益（BHAR）代表購買公司股票并一直持有到考察期結(jié)束，公司股票收益率超過市場組合或?qū)M合收益率的大小。對于 BHAR的測量，本文借鑒相關(guān)研究，計算并購公司i從并購首次宣告當月開始至并購后60個月的 BHAR，公式下：

其中，Ri,t，代表并購公司i在t月的股票收益率，Rp,t代表對應組合的等權(quán)月收益率，t=0-60，t=0代表并購首次宣告當月，t=1 代表并購后一個月，以此類推。

3.融資約束指數(shù)的度量

國內(nèi)外學者對融資約束的度量建立了很多指數(shù)。Kaplan and Zingales（1997）通過多個財務指標做Logit回歸建立了KZ指數(shù)[4]。況文學等（2010）用通過財務指標做Logit回歸來構(gòu)建融資約束指數(shù)，其使用于中國資本市場[6]。故本文選擇況文學等（2010）建立的融資約束指數(shù)來衡量主并公司的融資約束狀況。LFC指數(shù)的方程如下：

表3-2 LFC函數(shù)的變量定義表

（三）數(shù)據(jù)來源與樣本篩選

本文選取2009-2012年發(fā)生的并購事件為研究對象，并購事件數(shù)據(jù)來源為CSMAR中的并購數(shù)據(jù)庫，其他財務數(shù)據(jù)來源為CSMAR其他數(shù)據(jù)和REEST數(shù)據(jù)庫。本文篩選條件如下：

第一，提出主并公司為ST、*ST的樣本，因為ST、*ST公司本身財務存在問題，對并購后績效的研究存在影響。第二，提出金融業(yè)的樣本。第三，交易進度為完成并且為成功。第四，同一公司同一年內(nèi)若發(fā)生多起并購事件則取并購金額最大的事件。

四、實證結(jié)果分析

（一）描述性統(tǒng)計

從表4-1可以看出長期并購績效（BHAR）的平均值為0.023，中位數(shù)為-0.062，最大值為7.326.總體來說，并購后的績效有所提升，但是標準誤為0.471表示不同公司的并購績效差距較大。短期并購績效（CAR）的平均值為-0.04中位數(shù)為-0.019，可知短期并購績效在并購后為負值，可以簡單初步驗證假設H1成立。融資約束的平均值為0.34，最大值為1，可見大部分公司總體來說還是面臨融資約束的問題。

表4-1 描述性統(tǒng)計

（二）融資約束與并購績效的回歸分析

由表4-2線性回歸分析表第（1）列可知，融資約束系數(shù)為-0.034且在5%水平下顯著，表明融資約束和短期并購績效負相關(guān)。而并購相對規(guī)模（resize）為-0.048且在1%水平下顯著，表明并購的相對規(guī)模對并購績效產(chǎn)生顯著影響。并購交易規(guī)模和融資約束系數(shù)都為負，說明融資約束會對并購規(guī)模產(chǎn)生顯著影響，即存在融資約束的公司會避免采用大規(guī)模并購，這也和Tichy（2001）的研究一致。國有股比例（ps）在模型1中系數(shù)為0.0003，且在1%水平下顯著。出現(xiàn)這種結(jié)果的原因可能是，從短期績效來看若為國有企業(yè)并購，加上國有企業(yè)的社會責任和社會影響，股價可能會比民營企業(yè)上升更多，因此對并購績效有正向影響。

由表4-2線性回歸分析表第（2）列可知，融資約束系數(shù)為0.412且在10%水平下顯著，表明融資約束和長期并購績效正相關(guān)。資產(chǎn)負債率（lev）系數(shù)為0.043且在1%水平下顯著，表明資產(chǎn)情況對并購績效有顯著影響。因為企業(yè)在并購后資產(chǎn)、負債結(jié)構(gòu)也是對并購后資源、戰(zhàn)略整合的反應，并購前后企業(yè)的這種治理和整合能力越強則并購績效越強。

表4-2 線性回歸分析

結(jié)論

本文以2012-2015年深市、滬市A股上市公司并購事件為樣本，研究融資約束對并購短期績效和并購后三年的長期績效的影響。研究發(fā)現(xiàn)融資約束對短期并購績效為負向影響，對并購長期績效卻為正向影響。因為融資約束主并方因為受限于融資約束更傾向于富有利潤的機會[7]。而不存在融資約束的公司在進行并購等重大經(jīng)營決策時，更容易進行過度投資，進而降低投資的效率。因此企業(yè)在進行并購時應當謹慎投資，防止過度投資，提高投資效率。因此企業(yè)應依據(jù)自身情況、完善自身結(jié)構(gòu)、關(guān)注企業(yè)的資金流狀況和融資能力，同時對于并購對象的選擇應更加謹慎。