朱嘉偉

【摘?要】本文在總結(jié)國(guó)內(nèi)外上市公司并購(gòu)績(jī)效各類(lèi)研究的基礎(chǔ)上，選取了我國(guó)2017-2019年實(shí)際發(fā)生并購(gòu)交易的滬深證券交易所中的200家上市公司的數(shù)據(jù)作為研究樣本，運(yùn)用Eviews首先對(duì)中國(guó)上市公司并購(gòu)績(jī)效（ROA）進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì)，驗(yàn)證我國(guó)上市公司績(jī)效（ROA）呈現(xiàn)倒“V”型的結(jié)論;再基于最小二乘法的原理建立線性回歸模型，綜合考慮多重共線性的問(wèn)題，進(jìn)一步利用Eviews得出回歸結(jié)果，該實(shí)證分析表明：并購(gòu)交易支付價(jià)值（val）與十大股東持股比例（ten）對(duì)公司績(jī)效有著顯著的正向影響，現(xiàn)金支付（way）與國(guó)有股權(quán)占比（sta）對(duì)企業(yè)績(jī)效有著負(fù)向的影響。

【關(guān)鍵詞】并購(gòu)行為;企業(yè)績(jī)效;描述性統(tǒng)計(jì);多重共線性;線性回歸

1文獻(xiàn)綜述

1.1并購(gòu)行為對(duì)提高績(jī)效有著正面的影響

2013-2017年醫(yī)學(xué)制造業(yè)上市公司并購(gòu)數(shù)據(jù)的實(shí)證結(jié)果表明：并購(gòu)行為對(duì)于企業(yè)創(chuàng)新績(jī)效有著顯著的提升作用;2010-2015年創(chuàng)業(yè)板上市公司的并購(gòu)活動(dòng)在短期在一定程度上會(huì)改善公司的績(jī)效。

1.2并購(gòu)行為對(duì)績(jī)效產(chǎn)生負(fù)面的影響

美國(guó)1955-1987年間937件并購(gòu)事件在并購(gòu)后的五年內(nèi)績(jī)效全部為負(fù)值;基于企業(yè)生命周期理論，2012年間213起上市公司的并購(gòu)案例數(shù)據(jù)結(jié)果表明：上市公司的并購(gòu)行為顯著地提高了短期績(jī)效實(shí)際上損害了公司的長(zhǎng)期績(jī)效。

1.3并購(gòu)績(jī)效呈現(xiàn)倒“V”型結(jié)構(gòu)。

英國(guó)1964 -1971年的233個(gè)并購(gòu)數(shù)據(jù)基于總資產(chǎn)收益率指標(biāo)分析發(fā)現(xiàn)：并購(gòu)行為發(fā)生后績(jī)效呈現(xiàn)出先上升后下降的趨勢(shì)（Meeks，1977）;選取2015-2017年實(shí)際發(fā)生并購(gòu)行為交易的滬深交易所中200家上市公司作為樣本進(jìn)行實(shí)證研究，結(jié)果表明中國(guó)上市公司并購(gòu)績(jī)效是呈現(xiàn)倒“V”型結(jié)構(gòu)的

2研究方法

2.1主要方法

文章采用Eviews對(duì)上市公司并購(gòu)績(jī)效（ROA）進(jìn)行相關(guān)的描述性統(tǒng)計(jì)?；谧钚《朔ǖ脑順?gòu)建線性回歸模型，綜合考慮多重共線性的問(wèn)題，再次利用Eviews進(jìn)行線性回歸分析，對(duì)回歸模型進(jìn)行回歸系數(shù)檢驗(yàn)，剔除不顯著的變量，取顯著性水平為10%的變量，進(jìn)而觀測(cè)結(jié)果的顯著性程度。

2.2數(shù)據(jù)來(lái)源及處理

本文選取了我國(guó)2017-2019年實(shí)際發(fā)生并購(gòu)交易的滬深證券交易所中的200家上市公司的數(shù)據(jù)作為研究樣本，相關(guān)數(shù)據(jù)來(lái)源于“Wind中國(guó)金融數(shù)據(jù)庫(kù)”、“中國(guó)上市公司并購(gòu)重組研究數(shù)據(jù)庫(kù)”、“中國(guó)企業(yè)跨國(guó)并購(gòu)數(shù)據(jù)庫(kù)”，并按照以下條件對(duì)樣本進(jìn)行篩選：

1.選取的是滬深證券交易所A股上市的公司。

2.并購(gòu)交易行為已完成，且并購(gòu)交易支付價(jià)值不低于并購(gòu)方公司凈資產(chǎn)的30%。

3.并購(gòu)企業(yè)的并購(gòu)行為并未出現(xiàn)因財(cái)務(wù)異?；蚴瞧渌麪顩r而被滬深交易所進(jìn)行特別處理（ST處理）。

2.3變量選取

2.3.1被解釋變量

本文選取企業(yè)并購(gòu)績(jī)效（ROA）作為被解釋變量。文章在綜合國(guó)內(nèi)外與研究并購(gòu)績(jī)效的相關(guān)文獻(xiàn)中運(yùn)用到的研究方法基礎(chǔ)上，最終選取在衡量長(zhǎng)期并購(gòu)績(jī)效更加合適的ROA指標(biāo)。

2.3.2解釋變量

一是，總資產(chǎn)（ass）?？傎Y產(chǎn)是企業(yè)內(nèi)部資源的量化指標(biāo)，總資產(chǎn)的數(shù)值越高表明企業(yè)能夠調(diào)動(dòng)的內(nèi)部資源就越多，企業(yè)能夠調(diào)用的資源數(shù)量與程度會(huì)對(duì)企業(yè)績(jī)效產(chǎn)生影響。

二是，企業(yè)期末現(xiàn)金余額（cash）。企業(yè)期末現(xiàn)金余額是企業(yè)資源結(jié)余的量化指標(biāo)，反映了企業(yè)對(duì)資源利用能力的強(qiáng)弱，而企業(yè)的資源利用能力對(duì)企業(yè)績(jī)效又有影響。

三是，并購(gòu)經(jīng)驗(yàn)（exp）。企業(yè)的管理者有無(wú)并購(gòu)經(jīng)驗(yàn)在一定程度上影響著并購(gòu)后企業(yè)經(jīng)營(yíng)管理的好壞程度，而企業(yè)的績(jī)效又與企業(yè)經(jīng)營(yíng)管理密切相關(guān)。在本文中采取賦值的方法，有并購(gòu)經(jīng)驗(yàn)的賦值為1，沒(méi)有并購(gòu)經(jīng)驗(yàn)的賦值為0。

四是，十大股東持股比例（ten）。十大股東持股比例可以反映出企業(yè)的集中程度、決策效率以及監(jiān)督成本等因子。前十大股東的持股比例越高一方面可以表明企業(yè)的集中程度、決策效率越高，另一方面可以表明所要求付出的監(jiān)督成本越低。

五是，并購(gòu)交易支付價(jià)值（val）。并購(gòu)交易得支付價(jià)值可以用于衡量被并購(gòu)方的規(guī)模大小，而被并購(gòu)方得規(guī)模對(duì)并購(gòu)以后的企業(yè)經(jīng)營(yíng)管理以及融合程度有重要影響，從而會(huì)對(duì)企業(yè)得績(jī)效產(chǎn)生影響。

六是，國(guó)有股權(quán)占比（sta）。企業(yè)中的國(guó)有股權(quán)占比代表著政府在企業(yè)并購(gòu)中的參與度。在本文中采取賦值法：當(dāng)國(guó)有股權(quán)占比為0時(shí)，政府參與度賦值為1;當(dāng)國(guó)有股權(quán)占比在區(qū)間[0，20]時(shí)，政府參與度賦值為2;當(dāng)國(guó)有股權(quán)占比在區(qū)間（21，50]時(shí)，政府參與度賦值為3;當(dāng)國(guó)有股權(quán)占比在區(qū)間（50，+∞）時(shí)，政府參與度賦值為4。

七是，支付方式（way）。文章中將支付方式簡(jiǎn)單劃分為現(xiàn)金支付與非現(xiàn)金支付兩種。在本文中繼續(xù)采用賦值法，將現(xiàn)金支付賦值為1，非現(xiàn)金支付賦值為0。

2.4模型設(shè)定

文章參考國(guó)內(nèi)外文獻(xiàn)，利用最小二乘法構(gòu)建線性回歸模型，具體如下：

其中t代表時(shí)間，跨度為 2017-2019年;為資產(chǎn)收益率ROA;為總資產(chǎn)（ass）;為企業(yè)期末現(xiàn)金余額（cash）;為并購(gòu)經(jīng)驗(yàn)賦值（exp）;為十大股東持股比例（ten）;為并購(gòu)交易支付價(jià)值（val）;為國(guó)有股權(quán)比例賦值（sta）;為支付方式賦值（way）;為隨機(jī)誤差項(xiàng)。

3實(shí)證分析

3.1描述性統(tǒng)計(jì)

通過(guò)對(duì)被解釋變量并購(gòu)績(jī)效（ROA）進(jìn)行相關(guān)統(tǒng)計(jì)性描述分析（見(jiàn)表1）可以看出，并購(gòu)前即2017年的企業(yè)績(jī)效的均值比并購(gòu)時(shí)即2018年的均值要低。而并購(gòu)后即2019年的企業(yè)績(jī)效均值比并購(gòu)時(shí)的均值要低，但仍高于并購(gòu)前的績(jī)效均值。加上企業(yè)并購(gòu)績(jī)效在2017到2019年的離散程度標(biāo)準(zhǔn)差呈現(xiàn)出先下降后上升的趨勢(shì)，因此可對(duì)ROA的統(tǒng)計(jì)性描述為企業(yè)并購(gòu)前和并購(gòu)后的績(jī)效均值都比并購(gòu)時(shí)的要低，也就是說(shuō)明企業(yè)的并購(gòu)績(jī)效呈現(xiàn)出倒“V”型的形態(tài)。

根據(jù)統(tǒng)計(jì)量描述（見(jiàn)表2）可以看出，被解釋變量 ROA最大值和最小值差距不是很大，且ROA的JB檢驗(yàn)在1%的顯著性水平下通過(guò)其檢驗(yàn)，說(shuō)明符合正態(tài)分布，回歸效果較好;所有解釋變量在1%的顯著性水平下均通過(guò)其JB檢驗(yàn)，并購(gòu)交易支付價(jià)值（val）最大值與最小值差距顯著，說(shuō)明其波動(dòng)大，具體解釋變量與被解釋變量之間的關(guān)系還要進(jìn)一步分析。

3.2多重共線性

方差膨脹系數(shù)表示回歸系數(shù)估計(jì)量的方差與假設(shè)自變量間不線性相關(guān)時(shí)方差相比的比值。VIF的取值大于1。VIF值越接近于1，多重共線性越輕，反之越重。從檢驗(yàn)結(jié)果看，我們所構(gòu)建的模型VIF至最大的為1.1接近于1，遠(yuǎn)小于10，因此，可以認(rèn)為該模型不存在多重共線性。

3.3回歸結(jié)果

從回歸模型我們可以看出，被解釋變量 ROA與解釋變量總資產(chǎn)（ass）、企業(yè)期末現(xiàn)金余額（cash）、十大股東持股比例（ten）、并購(gòu)交易支付價(jià)值（val）、國(guó)有股權(quán)占比（sta）、現(xiàn)金支付（way），在1%的顯著性水平下均通過(guò)其T檢驗(yàn);還可以觀察到模型整體通過(guò)F檢驗(yàn)，解釋變量對(duì)被解釋變量的解釋程度為41.34%，對(duì)于微觀主題來(lái)講，具有回歸意義。假設(shè)其他變量都不變的情況下，總資產(chǎn)與企業(yè)績(jī)效存在著顯著的正相關(guān)關(guān)系;并購(gòu)交易支付價(jià)值與企業(yè)績(jī)效存在著顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系。

4研究結(jié)論

4.1并購(gòu)活動(dòng)對(duì)企業(yè)并購(gòu)當(dāng)年績(jī)效有著正面影響

由描述性統(tǒng)計(jì)分析可知，企業(yè)并購(gòu)前以及并購(gòu)后的績(jī)效都比并購(gòu)當(dāng)年的績(jī)效要低，這表明整體上我國(guó)上市公司并購(gòu)當(dāng)年績(jī)效要比并購(gòu)前要好，但并購(gòu)后績(jī)效出現(xiàn)下降，呈現(xiàn)出倒“V“型的形態(tài)。

4.2企業(yè)擁有現(xiàn)金對(duì)并購(gòu)后企業(yè)績(jī)效有正面影響

通過(guò)對(duì)現(xiàn)金支付（cash）的統(tǒng)計(jì)分析可知，使用現(xiàn)金支付完成并購(gòu)交易的企業(yè)績(jī)效表現(xiàn)較差，其原因可能為在企業(yè)經(jīng)營(yíng)中，現(xiàn)金流越充沛，企業(yè)面臨財(cái)務(wù)困境的可能性就越小。

4.3并購(gòu)經(jīng)驗(yàn)豐富對(duì)企業(yè)績(jī)效有正面影響

通過(guò)對(duì)并購(gòu)經(jīng)驗(yàn)（exp）的統(tǒng)計(jì)分析可以發(fā)現(xiàn)，有經(jīng)驗(yàn)的并購(gòu)?fù)瓿珊笞儸F(xiàn)更佳，經(jīng)營(yíng)的業(yè)績(jī)更好。由于現(xiàn)代經(jīng)營(yíng)管理知識(shí)體系的多樣化發(fā)展，使得富有并購(gòu)經(jīng)驗(yàn)的企業(yè)在并購(gòu)后的企業(yè)績(jī)效有優(yōu)勢(shì)，但是這種優(yōu)勢(shì)卻不明顯。

4.4國(guó)有股權(quán)占比對(duì)企業(yè)績(jī)效有負(fù)面影響

通過(guò)對(duì)政府參與程度（sta）的分析可以得知，即使并購(gòu)前國(guó)有控股的企業(yè)表現(xiàn)較好，但民營(yíng)企業(yè)在并購(gòu)后的企業(yè)績(jī)效相對(duì)于國(guó)有控股更好。國(guó)家政府的雙重身份導(dǎo)致過(guò)多的行政干預(yù)、權(quán)責(zé)不清等問(wèn)題為并購(gòu)活動(dòng)帶來(lái)了負(fù)面的影響。

4.5并購(gòu)交易支付價(jià)值對(duì)并購(gòu)當(dāng)年有正面影響

通過(guò)對(duì)并購(gòu)交易支付價(jià)值（val）進(jìn)行統(tǒng)計(jì)分析后發(fā)現(xiàn)，并購(gòu)交易支付價(jià)值對(duì)企業(yè)績(jī)效有正面影響，但在并購(gòu)后的一年企業(yè)績(jī)效低于并購(gòu)當(dāng)年，這說(shuō)明并購(gòu)發(fā)生后，并購(gòu)雙方并沒(méi)有有效地整合資源，并未達(dá)到資源利用效率最大化，從而尚未有效地發(fā)揮并購(gòu)的優(yōu)勢(shì)。

4.6股權(quán)集中對(duì)并購(gòu)后企業(yè)績(jī)效有正面影響

通過(guò)對(duì)十大股東持股比例（ten）的分析結(jié)果可見(jiàn)，股權(quán)更加集中的企業(yè)并購(gòu)后績(jī)效更好。這很大程度是因?yàn)槠髽I(yè)前十大股東持股比例越集中，話語(yǔ)權(quán)以及決策權(quán)越集中，企業(yè)的決策管理效率就越高。

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（作者單位：華南師范大學(xué)）