中国上市公司并购协同效应的实证分析_唐建新
经济评论 2005年第5期ECONOMIC REVIEW No 5 2005
中国上市公司并购协同效应的实证分析
唐建新 贺 虹
摘要:协同效应是20世纪70年代以来金融经济学家解释企业并购的著名理论之一。本文以1999-2002年我国上市公司发生的并购事件为研究样本, 采用以面板数据、多种统计分析方法和以财务指标为基础的综合评价方法, 对我国上市公司并购的协同效应进行实证分析, 得出了如下结论:从总体上看, 短期内, 企业并购产生了积极的协同效应, 但从长期来看, 企业并购产生的协同效应是消极的; 收购股权、关联交易和法人股为第一大股东对协同效应的影响是正面的, 而横向并购、混合并购、并购后第一大股东有变动、并购后收购公司成为目标公司的第一大股东、或可以直接或间接控制目标公司或可以对目标公司施加重大影响、A 股流通股为第一大股东、国家股为第一大股东对协同效应的影响是负面的。并购活动并未提升收购公司和目标公司的业绩。
关键词:上市公司 并购 协同效应 实证分析
水平, 开展并购博弈的净现值(NPV) 可简单归纳为净现值=协同效应-溢价, 因此不懂得这个基本公式的公司有可能落入协同效应的陷阱。
国内学术界也对并购的相关问题进行了大量的研究, 提出了许多颇有见地的观点。但这些研究主要存在三个方面的问题:第一, 有关并购协同效应的文章主要是从协同效应的分类、作用等理论层面进行论述, 缺乏定量分析; 第二, 一些学者创造性地提出了企业并购协同效应的计算方法, 但是文中既没有界定协同效应的概念, 也没有结合我国企业并购的实际情况, 因此这些计算方法显得过于笼统, 可行性较差; 第三, 有关并购的实证研究大多是对并购绩效(或财富效应) 、股东收益分配、是否创造价值等问题的探讨, 而对并购协同效应的实证研究鲜有涉猎。本文力图克服以上三个缺陷, 在借鉴国内外已有研究成果的基础上, 结合我国企业并购的现状, 全面考察我国企业并购实证研究中尚属空白的研究领域 企业并购的协同效应。
一、问题的提出
自1993年9月 宝延 事件开创了我国证券市场并购先河以来, 在随后近10年的时间里, 我国发生了数量惊人的并购事件, 不仅如此, 20世纪90年代后半期全球并购热潮也在如火如荼地进行着。这一现象引起了国内外学术界和实务界对于并购能否产生协同效应的热烈探讨。Michael Bradley, Anand Desai 和E. Han Kim(1988) 认为成功的收购可以带来积极的协同效应收益, 公司收购的理论是与协同效应一致的, 平均说来, 一次成功的公司收购使目标公司和收购公司的共同价值增加7. 4%。Cathy M. Niden(1993) 也认为, 平均而言, 白衣骑士收购产生了正的协同效应, 并且白衣骑士收购并不是总和为零的游戏, 因为目标公司股东的收益并不完全来自于收购公司股东的损失。但是, Reed 和Luffman (1986) 却认为: 尽管协同效应的确具有传奇色彩, 然而所有学者都知道, 这种特殊收益只有在恰当的时间来临后才会出现 。其他研究战略问题的学者, 如Lubatkin(1983) , Jones 和Hill(1988) 也认为, 兼并后整合带来的管理成本会抵消协同效应的潜在收益。Slusky 和Caves(1991) 在他们的样本中没有发现协同效应。Mark L. Sirower(1997) 则提出了协同效应有限论, 他认为协同效应的预期值很低, 并购价格与价值毫无关系, 并购溢价的水平预示着并购亏损的
二、企业并购协同效应的含义
协同效应是20世纪70年代以来金融经济学家解释公司并购的著名理论之一, 但协同效应这一概念本身应如何界定还是一个颇有争议的问题。目前, 对协同效应的概念主要有两种不同的解释。最为普遍的一种解释是 协同效应就是二加二等于五
的那种效应 , 即并购后两公司的效益之和大于并购前两公司的效益之和。仔细研究后, 我们不难发现这一定义有失偏颇, 因为它没有考虑并购前并购双方本身就具有的增长潜力。也就是说, 根据这一定义计算出来的值不仅包括了并购产生的协同效应, 还包括了并购双方由于本身就具有的增长潜力而在并购后表现出来的业绩增长。另一种关于协同效应的全新解释是由Mark L. Sirower(1997) 提出的, 他认为协同效应是 合并后的公司在业绩方面应当比原来两家公司独立存在时曾经预期或要求达到的水平高 。他还指出, 并购后有可能出现业绩改进, 但如果这些业绩改进是已经预期到的, 那就称不上是协同效应 。由于Mark L. Sirower 对协同效应所作的定义考虑了并购双方原有的增长潜力, 更为合理, 所以本文将采用Mark L. Sirower 的观点, 并在此基础上设计协同效应的计算方法。
股市尚未达到法玛所提出的 有效市场 状态。
第二, 我国大多数公司并购有政府介入。陈信元和张田余(1999) 认为, 兼并收购更多地体现出政府行为而非经济行为, 地区特点而非行业特点, 兼并收购的动力来自政府的政策目标而非公司的需要; 唐建新和刘世春(2004) 的实证分析进一步说明, 政府的过度干预会降低并购的效率。
第三, 我国上市公司股权结构的特殊性。冯根福和吴林江(2001) 认为, 我国目前绝大多数上市公司存在着很大一部分非流通的国有股和法人股, 而非流通股股东不能直接从股价涨跌中获利或受损, 这样, 上市公司股价的波动就难以衡量非流通股股东收益的变化, 所以也就无法准确测量上市公司业绩的变化。
第四, 证券市场的波动性较高。我国个人投资者中有很多是非理性投资者, 羊群行为非常明显, 这使得我国股票市场在短期内经常出现波动幅度大、波动频率高、股市齐涨齐跌现象, 而在西方成熟的股票市场这些现象是很少发生的。
以上种种表现说明我国股市不够规范, 股票价格常常与其内在价值相脱节, 无法真实、准确地反映公司的业绩。因此, 目前运用以股价为基础的计算协同效应的方法并不适用于我国。基于此原因, 本文将采用财务数据来衡量公司业绩进而衡量协同效应。同时, 陈晓等人(1999) 的实证研究表明, 在中国这一A 股独特的新兴资本市场上盈余数字同样具有很强的信息含量。并且, 许多学者认为会计数据的操纵只是暂时的, 公司经营业绩随着观察时间段的延长, 最终都会反映到会计报表中去。
假设A 公司是收购公司, B 公司是目标公司, AB 是并购后成立的新公司。那么, 根据马克 L. 赛罗沃的定义, 在不同的情况下, 企业并购协同效应的计算公式应该是:
1 假设以AB 表示并购后所成立的新公司, S 表示协同效应, F AB 表示并购后的新公司AB 的业绩, F AS 表示如果A 公司未并购、现仍独立存在并根据原有增长潜力计算得出的业绩, F TS 表示如果B 公司未并购、现仍独立存在并根据原有的增长潜力计算得出的业绩, 则S=F AB -(F AS +F TS ) 。
2 如果并购后没有成立新的公司, 收购公司和目标公司仍分别单独存在, 则分两种情况计算协同效应:
(1) 收购公司不须将目标公司的业绩编入合并会计报表, 则S=(F AA +F BA ) -(FAS +F TS ) , 其中, F AA 表示并购后收购公司A 的业绩, F BA 表示并购后目标公司B 的业绩, 其余字母的含义同上。
三、研究方法与样本的选取
(一) 研究方法
目前, 对协同效应的实证研究大多是从股东在并购宣布期间财富变化的角度来考察的。Michael Bradley 等(1988) 认为公司所创造的协同效应是兼并公司和被兼并公司股东财富变化的总和。计算公式为: = W T + W A 。其中, 表示总的协同效应, W T 表示被兼并公司持股者的财富变动, W A 表示兼并公司持股者的财富变动。Niden C. M. (1993) 也认为, 协同效应测量了兼并公司和被兼并公司股东在收购宣布期间经历的总的财富变化。他采用了面板数据和一个二元选择模型来计算百分比协同效应, 认为协同效应等于兼并公司和被兼并公司美元收益之和(分子) 与兼并公司和被兼并公司普通股市场价值之和(分母) 的比值, 已经由兼并公司所持有的被兼并公司股票收益在计算协同效应的分子和分母中除去。
以上学者从股东在并购宣布期间经历的财富变化的角度来考察协同效应, 这是对并购协同效应研究的重大突破。但是, 就我国证券市场的现状来看, 运用以股价为基础的收益评估方法计算协同效应并不合适, 这主要是因为:
第一, 大多数学者认为我国的资本市场并未达到法玛所提出的 有效市场 的状态。运用以股价为基础的收益评估方法有一个前提条件, 即市场必须是有效的, 因为只有在有效市场上, 价格才能够反映价值。虽然学者们对于我国股市是否弱式有效还有争议, 但俞乔(1994) 、吴世农(1996) 、张亦春和周颖刚(2001) 、张亦春(2002) 等人的实证研究表明我国
(2)收购公司必须将目标公司的业绩编入合并会计报表, 则S=F AA -(F AS +F TS ) , 字母的含义同上。
由于以上两种情况样本中都存在, 所以我们用F M 代替以上两个等式右边的第一个式子, 即如果收购公司不须将目标公司的业绩编入合并会计报表, 那么F M =F AA +F BA ; 如果收购公司必须将目标公司的业绩编入合并会计报表, 那么F M =F AA 。这样, 协同效应的计算公式应为:S=F M -(F AS +F TS ) 。
同时, 本文将采用以下4个财务指标来衡量公司的业绩:(1) 净资产收益率。它不受股权稀释或增加对盈余指标一致性的影响。(2) 每股收益。主要反映并购对公司总体经营业绩的影响。(3) 主营业务收入/总资产。陈小悦等(2001) 认为, 主业利润率(主业利润/总资产) 在反映公司绩效上比净资产收益率更为稳定, 被操纵的程度少。本文采用主营业务收入而不用主营业务利润主要是为了避免公司操纵利润的情况, 它显然比主业利润/总资产更能反映公司的真实业绩。(4) 净利润/总资产。主要反映上市公司资产的整体获利能力。
为了更好地比较并购前后的业绩, 我们采用因子分析法构建了一个综合得分函数将这4个指标压缩成一个综合得分。因子分析法的基本思想是对若干个指标进行因子分析提取公共因子, 然后利用旋转方法使因子变量更具可解释性, 再计算每个因子的得分, 最后以每个因子的方差贡献率作为权数与该因子的得分乘积的和构造综合得分函数:F i = i1Y i1+ i 2Y i2+ i 3Y i3+ i 4Y i4(i=1, 2, 3, 4; j=1, 2, 3, 4) 。其中, F i 是第i 个公司业绩的综合得分, ij 是第i 个公司第j 个因子的方差贡献率, Y ij 是第i 个公司第j 个因子的得分。然后, 运用前面所述的方法分别计算不同情况下各公司的业绩, 进而得出并购协同效应得分值。
(二) 数据来源与样本选取本研究所用数据主要来源于:
1 中国证券报 1999年上市公司重组事项总览 (1) -(10) ; 2000年上市公司重组事项统计系列 一季度-四季度; 2001年上市公司重组事项总览 (1) -(15) ; 2002上市公司重组事项总览 (1) -(14) ;
2 http://ww w. ttstock. c om. c n;
3 2002-2004年 中国上市公司基本分析 。我们选取了 中国证券报 公布的1999-2002年有收购兼并活动的所有公司, 考虑到数据的可得性, 满足以下标准的予以保留, 否则予以删除:
准;
1 中国证券报 公布的重组事项总览中属于 收购兼并 类的公司;
2 收购公司与目标公司均在1996年就已在中国上市并在1999年有并购事件的公司、1997年已在中国上市并在2000年有并购事件的公司、1998年已在中国上市并在2001年有并购事件的公司、1999年已在中国上市并在2002年有并购事件的公司。之所以这样规定是因为:(1) 1998年以前发生的并购在很大程度上是一种政府行为, 而不是纯粹的市场行为; (2) 需要根据并购前3年的数据来进行预测, 即以各公司并购前3年上述4个财务指标的平均增长率作为如果公司未并购、现仍独立存在的增长率, 计算如果A 、B 两公司未发生并购、现仍独立存在, 它们的业绩状况;
3 交易发生的时间以公告日期为准;
4 交易发生的确定以当年或以后各年年报为5 同一买方、多家卖方在同一年度同一时间内发生的并购视为多次交易;
6 同一买方、同一卖方在不同年度发生的多次并购视为一次交易;
7 不考虑以股权偿还债务或承担债务以及涉及银行业的收购兼并。
按上述方法得到了样本共38个, 其中收购公司和目标公司样本各19个。
四、实证分析
(一) 并购当年和并购后各年的协同效应分析1 计算并购当年和并购后各年的协同效应得分值
根据本文第二部分的公式分别计算并购当年、并购后1年、并购后2年、并购后3年、并购后4年的协同效应得分值; 收购公司A 的业绩F AA ; 目标公司B 的业绩F B A ; 如果收购公司A 未并购、现仍独立存在并根据原有增长潜力计算得出的业绩F AS ; 如果目标公司B 未并购、现仍独立存在并根据原有增长潜力得出的业绩F TS 。F AA 和F BA 中的4个指标分别采用收购公司和目标公司年报(合并会计报表) 中的数据。F AA 和F TS 的计算方法如下:以各公司并购前3年上述4个财务指标的平均增长率作为如果公司未并购、现仍独立存在的增长率, 然后运用因子分析法推算出如果收购公司A 和目标公司B 未并购、现仍独立存在并根据原有增长潜力得出的业绩。这样, 得到了并购后各期业绩的综合得分函数:
(1) 收购公司F AS
并购当年:F AS i =0. 74602Y i 1+0. 24611Y i2+0. 00677Y i 3+0. 0011Y i 4
并购后1年:F 1AS i =0. 7546Y i 1+0. 24397Y i2+0. 00122Y i 3+0. 00022Y i 4
并购后2年:F 2AS =0. 77878Y i 1+0. 22062Y i2+i
0. 00059Y i 3+0. 0001Y i 4
并购后3年:0Y i3+0Y i 4
并购后4年:F 4AS =0. 7143Y i 1+0. 28569Y i2+i
0Y i3+0Y i 4
(2) 目标公司F TS
0并购当年:F TS =0. 66569Y i1+0. 2397Y i2+i
并购当年:F Mi =0. 51915Y i 1+0. 251Y i 2+0. 2253Y i3+0. 00455Y i4
并购后1年:F Mi =0. 56634Y i1+0. 21496Y i 2+0. 19758Y i3+0. 02112Y i4
并购后2年:F Mi =0. 53966Y i1+0. 2783Y i 2+0. 1519Y i3+0. 03013Y i4
并购后3年:F Mi =0. 79499Y i1+0. 15578Y i 2+0. 04299Y i3+0. 00624Y i4
并购后4年:F Mi =0. 87521Y i1+0. 10042Y i 2+0. 02371Y i3+0. 00066Y i4
上式中Y ij 表示第i 个样本公司第j 个公共因子的得分。根据以上函数计算出业绩综合得分, 再根
n n
据公式S n =F n Mi -(F AS +F TS ) 计算出并购后各年度i i 协同效应得分值, S 表示协同效应的得分值, n 表示
年份(n=0, 1, 2, 3, 4) 。
2. 实证结果和分析
首先, 我们比较了全部样本的协同效应得分值均值(见表1及图1) 。从总体上看, 短期内, 企业并购产生了积极的协同效应, 但从长期来看, 企业并购产生的协同效应是消极的。并购当年的协同效应为负, 并购后第1年协同效应得分值比并购当年略有上升, 并购后第2年比并购后第1年的协同效应得分值有大幅度的增长, 然而, 并购后第3年和第4年协同效应得分值急剧下降。
4321
F 3AS i
=0. 7674Y i1+0. 2326Y i2+
0. 06665Y i 3+0. 02795Y i 4
1
并购后1年:F TS =0. 60878Y i1+0. 25094Y i2+i
0. 10742Y i 3+0. 03286Y i 4
并购后2年:
2
F TS
i
=0. 52231Y i1+0. 28042Y i2+
0. 19158Y i 3+0. 00569Y i 4
3
并购后3年:F TS =0. 4808Y i1+0. 4502Y i2+i
0. 06146Y i 3+0. 00754Y i 4
并购后4年:F TS i =0. 78655Y i1+0. 21345Y i2+0Y i3+0Y i 4
(3) 并购后的企业F M
4
表1
S -S
190. 0317(0. 255)
1
并购样本总体协同效应的均值检验结果
S -S 120. 4932(1. 310)
2
S 3-S 0S 3-S 1S 3-S 2S 4-S 0S 4-S 1S 4-S 2S 4-S 3
样本数7773333均值-0. 1266-0. 3353-0. 7567-0. 6779-0. 7932-1. 8335-0. 6663T 检验值(-0. 451) (-1. 656) a (-1. 364) (-0. 770) (-1. 28) (-1. 178) (-0. 838)
01234
说明:S 、S 、S 、S 、S 分别表示并购当年、并购后1年、并购后2年、并购后3年、并购后4年样本公司的协同效应; 括号中的数值为配对样本t 检验值, a 表示双侧检验在10%的显著水平下显著。
S 2-S 1120. 3462(0. 932)
其次, 为了进一步探讨不同情况下企业并购所产生的协同效应, 本文从以下6个层面来分析一些因素对企业并购协同效应的影响:
(1) 并购类型。本文主要考察横向并购、纵向并购和混合并购对协同效应的影响。Elgers 和Clark (1980) 发现混合并购的购并公司收益高于非混合并购。Jensen(1986) 却认为混合并购相对于相同行业内的合并(横向并购和纵向并购) , 一般更难以成功。
(2)收购股权还是收购部分资产。收购股权是指收购另外一家公司持有的目标公司的股权; 收购资产是指收购经营性资产、厂房、设备、在建工程和其他实物性资产。李善民、陈玉罡(2002) 认为收购股权和收购资产带来的财富效应是不同的, 收购股权类收购公司的股东在公告前能获得正的超常收益, 但公告日后股东财富增加很少, 而目标公司从总体来看, 股东的财富几乎没有增加; 收购资产类收购公司股东的财富在整个区间内即使不增加也不会受到损失, 而目标公司股东的财富在公告日后有较大幅度的损失。
(3)是否是关联交易。王跃堂(1999) 认为就重组动机而言, 关联方资产重组较非关联方资产重组有更为明显的操纵财务报告业绩的倾向。本文根据我国企业会计准则中对关联方关系的定义以及上市公司年报中披露的关联方交易加以判断该并购是否为关联交易。
(4)并购后第一大股东是否有变动。徐晓东和陈小悦(2003) 的研究表明, 对于不同性质的公司, 第一大股东的变更带来的影响有所不同, 但基本上都
是正面的, 大股东的变更有利于公司治理效力的提高。
(5) 并购后收购公司是否是目标公司的第一大股东、或可以直接或间接控制目标公司或可以对目标公司施加重大影响。徐晓东和陈小悦(2003) 认为上市公司第一大股东的所有权性质不同, 其公司业绩、股权结构和治理效力也不同, 第一大股东为非国家股股东的公司有着更高的公司价值和更强的盈利能力; 唐建新和刘世春(2004) 的实证分析表明, 控制权转让能给目标公司和收购公司股东带来超常收益。
表2
(6) 国家股为第一大股东或法人股为第一大股
东或A 股流通股为第一大股东。冯根福和吴林江(2001) 认为国家控股的上市公司短期的并购绩效要优于非国家控股的上市公司, 但从较长时期来看二者之间没有显著差异。徐晓东和陈小悦(2003) 发现第一大股东为国有法人股股东的公司与第一大股东为非国有股股东的公司在公司治理和公司业绩上的差异均不显著。
同时, 我们对样本进行了细分并列出了分类后的并购协同效应均值检验结果, 详细情况见表2。
并购协同效应分类的均值检验结果比较
S 1-S 0S 2-S 0S 2-S 1S 3-S 0S 3-S 1S 3-S 2
均值-0. 11840. 21470. 2973-0. 0995-0. 1051-0. 8673横向并购
T 检验值(-0. 8610) (0. 4100) (0. 5370) (-0. 1980) (-0. 3470) (-0. 8700) 均值0. 2018
纵向并购T 检验值(1. 1530)
均值0. 09011. 06360. 5450-0. 1628-0. 6422-0. 6093
混合并购T 检验值(0. 2740) (1. 6100) (0. 8450) (-0. 7470) (-1. 5830) (-4. 4510) b 收购股权均值0. 06040. 25950. 0551-0. 0406-0. 3649-0. 2652(转让股权) T 检验值(0. 4730) (0. 8020) (0. 2180) (-0. 1280) (-1. 5390) (-0. 8720)
均值0. 02040. 56900. 2338-0. 2574-0. 5175-0. 2400
关联交易a
T 检验值(0. 0730) (0. 9510) (0. 4520) (-0. 7240) (-1. 0730) 均值0. 03830. 43900. 42650. 0478-0. 0924-1. 4458
非关联交易T 检验值(0. 3130) (0. 8390) (0. 7730) (0. 0920) (-0. 3040) (-1. 130) 第一大股东均值0. 01990. 0023-0. 0177-0. 4128-0. 3633-0. 2443有变动T 检验值(0. 1520) (0. 0100) (-0. 1690) (-0. 5430) (-0. 6410) (-0. 4670) 第一大股东均值0. 03490. 62220. 4368-0. 0602-0. 3076-0. 7954无变动T 检验值(0. 3230) (2. 0540) (1. 4330) (-0. 2760) (-1. 9530) (-1. 6890)
均值0. 20180. 0912-0. 1097-0. 4566-0. 6788-0. 4216
有控制T 检验值(1. 4860) (0. 3670) (-0. 6980) (-0. 6370) (-2. 6950) (-1. 2170)
均值0. 00900. 88430. 7048-0. 0122-0. 2033-1. 1256
无控制T 检验值(0. 0420) (1. 4610) (1. 1470) (-0. 0220) (-0. 5100) (-0. 8460) A 股为第一均值0. 38600. 82010. 45050. 1456-0. 3657-0. 2757大股东T 检验值(3. 6920) (1. 5950) (1. 0420) (0. 4220) (-1. 2410) (-0. 6400) 国家股为第均值-0. 07260. 49090. 3641-0. 0122-0. 2033-1. 1256一大股东T 检验值(-0. 4320) (0. 9720) (0. 6490) (-0. 0220) (-0. 5100) (-0. 8460) 法人股为第均值-0. 14240. 30670. 3164-0. 3390-0. 3397-0. 7930一大股东T 检验值(-1. 0340) (0. 7420) (0. 6790) (-1. 1120) (-1. 6130) (-1. 2920) 说明:由于空间有限, 所以表中将 并购后收购公司是目标公司的第一大股东、或可直接或间接控制目标公司或可以对目标公司施加重大影响 简称为 有控制 , 将 并购后收购公司不是目标公司的第一大股东、或不可直接或间接控制目标公司或不可以对目标公司施加重大影响 简称为 无控制 , 下同。括号中的数值为配对样本t 检验值, a 、b 分别表示双侧检验在10%、
10
5%的显著水平下显著, 其余同上。纵向并购由于样本太少, 所以只有S -S 的均值。细分后的并购后4年的样本也太少, 有些类别无法进行t 检验, 考虑到所有分类的一致性和可比性, 故未列出。
图2是横向并购、纵向并购和混合并购的协同效应均值比较。表2和图2说明, 从短期来看, 混合并购产生的协同效应大于横向并购; 但从长期来看, 横向并购产生的协同效应大于纵向并购。并购当年, 纵向并购产生的协同效应得分值最大, 横向并购次之, 混合并购最小; 并购后第1年较之并购当年来看, 横向并购的协同效应得分值由正数下降为负, 纵向并购略有上升, 混合并购上升幅度较大; 并购后第2年横向并购和混合并购的协同效应得分值均有所上升, 混合并购的上升趋势极为显著; 但并购后第3年横向并购和混合并购均有不同程度的下降, 并且都为负值。
图3是收购股权样本的协同效应均值比较。由于收购资产的样本极少, 只有2个, 无法进行t 检验, 所以只对收购股权的协同效应进行分析。表2和图3表明, 并购当年收购股权产生了正的协同效应, 并购后第1年和第2年的协同效应得分值均有上升, 但到了第3年急剧下降为负。
图4是关联交易与非关联交易样本的协同效应均值比较。从表2和图4来看, 总的来说, 并购初期和中期, 关联交易产生的协同效应要高于非关联交易; 但在并购后期, 非关联交易产生的协同效应要高于关联交易。并购当年, 关联交易产生了正的协同效应, 而非关联交易的协同效应为负; 并购后第1年
二者的协同效应均有不同程度的上升, 但并购后第3年均呈下降趋势, 且非关联交易的下降幅度明显要大于关联交易。
图5是第一大股东是否变动的协同效应均值比较。表2和图5的检验结果显示, 从总体上看, 第一大股东不变产生的协同效应要高于第一大股东变动
所产生的协同效应。并购当年第一大股东变动产生了显著的正协同效应, 而第一大股东不变的协同效应为负; 但并购后第1年至第3年第一大股东变动所产生的协同效应一直呈现下降趋势, 第一大股东不变的协同效应在并购后第1年有大幅度的上升, 并且为正, 但在并购后第3
年也下降为负。
图1
全部样本的协同效应得分值均值图5 第一大股东是否变动的协同效应均
值比较
图2 横向并购、纵向并购和混
合并购的协同效应均值比较图6 并购后收购公司是否有控制权
或重大影响的协同效应均值比较
图3
收购股权样本的协同效应均值比较
图7 第一大股东为A 股流通股、国家
股和法人股的协同效应均值比较
图4 关联交易与非关联交易
样本的协同效应均值比较
图6是并购后收购公司是否是目标公司的第一大股东、或可以直接或间接控制目标公司或可以对目标公司施加重大影响的协同效应均值比较。从图6中, 我们可以看出, 总的来看, 无控制并购所产生的协同效应大于有控制的并购。
图7是第一大股东为A 股流通股、国家股和法人股的协同效应均值比较。表2和图7表明, 短期内, A 股流通股为第一大股东的协同效应最大, 国家股次之, 法人股最少; 而从长期来看, A 股流通股为图8 并购对收购公司和目标公司业绩的影响第一大股东最大, 法人股次之, 国家股最少。并购当年, 法人股为第一大股东产生的协同效应最大, 国家股次之, A 股流通股最少; 但并购后1年, A 股流通股的涨幅最大, 超过了国家股和法人股, 国家股和法人股较之第1年均有不同程度的增长; 但在并购后
的第3年, 三者均呈下降趋势。
(二) 并购协同效应模型
本文将以上这些因素作为解释变量设计了计算我国企业并购协同效应的模型:
2、3、4、5、6、7分别表示S 0、S 1-S 0、S 2-S 1、S 3-S 0、S 3-S 1、S 4-S 0、S 4-S 1。 说明:1、
S= 0+ 1X 1+ 2X 2+ 3X 3+ 4X 4+ 5X 5+ 6X 6+ 7X 7+ 8X 8+ 9X 9+
其中, S 表示协同效应; i (i=1, 2, 3, 4, 5, 6, 7, 8, 9) 为系数; X 1至X 6分别表示是否是横向并购, 混合并购, 收购股权, 关联交易, 并购后收购公司是否是第一大股东, 并购后收购公司是否为目标公司的第一大股东、或能直接、间接控制、共同控制目标公司或对目标公司有重大影响, 是, 其值取1, 否则取0; X 7表示A 股流通股所占比重; X 8表示国有股所占比重; X 9表示法人股所占比重; 0为截距项; 为随机误差项。
对模型运用固定效应进行参数估计, 结果如下:S=-0. 380891X 1-1. 201810X 2+0. 612819X 3(-1. 425695) (-3. 488588) (1. 142761) +1. 134116X 4-0. 017064X 5-0. 350631X 6(3. 968661) (-0. 073024) (-1. 828525) -0. 806243X 7-0. 364768X 8+0. 394329X 9(-0. 948557) (-0. 393801) (0. 427571) R 2=0. 212421 DW=2. 091756Fixed Effec ts 0-C=-0. 067363
1-C=-0. 0124292-C=0. 3910053-C=-0. 0012304-C=-0. 168848
其中, a 、c 分别表示双侧检验在10%、1%的显著水平下显著。
以上结果表明, 收购股权、关联交易和法人股为第一大股东对协同效应的影响是正面的, 而横向并购、混合并购、并购后第一大股东有变动、并购后收购公司是目标公司的第一大股东、或可以直接或间接控制目标公司或可以对目标公司施加重大影响、A 股流通股为第一大股东、国家股为第一大股东对协同效应的影响是负面的。
(三) 并购对收购公司和目标公司业绩的影响我们仍然采用因子分析法来计算收购公司和目标公司的业绩, 但是与前面的计算方法有所不同:第一, 为了消除行业之间不可比因素对指标值的影响, 我们将以上4个财务指标分别减去不同年度行业平均水平, 建立4个新的指标, 用这4个新的财务指标来计算公司业绩。第二, 为了准确测量并购后收购公司A 的业绩F AA , 我们分两种不同的情况来获取数据:如果并购后收购公司不须将目标公司的业绩F AA 编入合并报表, 那么并购后收购公司A 的业绩采用公司年报(合并会计报表) 中的数据; 如果并购后收购公司必须将目标公司的业绩编入合并报表, 那
c
a
c
么并购后收购公司A 的业绩F AA 将不采用年报(合并会计报表) 中的数据, 而采用年报(母公司) 中的数据。于是, 分别得到了收购公司和目标公司并购后各期业绩的综合得分函数:
(1) 收购公司
-1
并购前1年:F AE =0. 7062Y i1+0. 23337Y i2+i
0. 05536Y i3+0. 00506Y i4
0并购当年:F AE =0. 7004Y i1+0. 23048Y i2+i
0. 05126Y i3+0. 01785Y i4
1并购后1年:F AE =0. 71795Y i1+0. 22389Y i 2+i
0. 04852Y i3+0. 00964Y i4
2并购后2年:F AE =0. 55187Y i1+0. 23961Y i 2+i
0. 13219Y i3+0. 07633Y i4
3并购后3年:F AE =0. 45506Y i1+0. 356Y i2+i
0. 15546Y i3+0. 03349Y i4
4并购后4年:F AE =0. 7711Y i1+0. 2289Y i2+i
0Y i 3+0Y i4
(2) 目标公司
-1并购前1年:F TE =0. 72153Y i1+0. 24322Y i2
i
+0. 02944Y i 3+0. 00582Y i 4
并购当年:F TE =0. 44542Y i1+0. 35042Y i2+i
0. 20221Y i3+0. 00195Y i4
1并购后1年:F TE =0. 60163Y i1+0. 237Y i2+i
0. 13165Y i3+0. 02972Y i4
2并购后2年:F TE =0. 62345Y i1+0. 22664Y i2+i
0. 13272Y i3+0. 01719Y i4
3并购后3年:F TE =0. 67231Y i1+0. 26838Y i2+i
0. 04606Y i3+0. 01325Y i4
4并购后4年:F TE =0. 81429Y i1+0. 18571Y i2+i
0Y i 3+0Y i4
上式中, Y ij 表示第i 个样本公司第j 个公共因子的得分。
从图8可以看出, 并购活动并未提升收购公司和目标公司的业绩, 甚至并购后的业绩有持续下降的趋势。收购公司和目标公司在并购当年的协同效应均为0, 并购当年与并购前1年、并购后第1年与并购当年相比均无业绩增长现象; 并购后第2年目标公司业绩有所上升, 而收购公司则由0降为了负值; 并购后第3年和第4年目标公司和收购公司的业绩均呈下降趋势, 并且收购公司的下降速度要比目标公司快得多。
五、结束语
通过以上实证结果的分析和研究, 我们可以得
出以下结论:
第一, 从整体上看, 短期内, 企业并购产生了积极的协同效应; 但从长期来看, 企业并购产生的协同效应是消极的。与一些研究认为大多数并购活动只是市场炒作而无实质性意义的观点有所不同, 我们认为, 目前大多数并购事件属于战略性并购。之所以在并购后三四年出现了负的协同效应, 可能是因为并购双方忽视了并购后整合的重要性。如并购双方对并购后的走向缺乏一个清晰的认识和详尽的规划; 不能尽快建立领导层, 致使日常管理混乱等。
第二, 从短期来看, 混合并购产生的协同效应大于横向并购; 但从长期来看, 横向并购产生的协同效应大于纵向并购。另外, 从模型估计的结果来看, 横向并购和混合并购均对协同效应产生负面影响。对于横向并购来说, 可能是由于并购后规模过大, 经营管理不善, 并购后整合效率低下等原因导致了对协同效应的负面影响。对于混合并购来说, 可能是 由于购并公司的经理人员不熟悉目标公司所在行业的业务, 或者由于他们会在效率不高的并购活动上浪费自由现金流量 (Jesen, 1986) , 所以混合并购对协同效应的影响也是负面的。
第三, 并购当年收购股权产生了正的协同效应, 并购后第1年和并购后第2年的协同效应得分值均有所上升, 但到了第3年急剧下降为负。同时, 模型估计的结果显示, 收购股权对协同效应的影响是积极的。
第四, 总的来说, 并购初期和中期, 关联交易产生的协同效应要高于非关联交易; 但在并购后期, 非关联交易产生的协同效应要高于关联交易。而模型估计的结果则支持关联交易, 即关联交易对协同效应产生正面的影响。这一结论与一些研究认为关联交易较非关联交易有更为明显的操纵财务报告业绩的倾向有所不同。因为并不是所有的关联交易都是不良关联交易, 即那些故意操纵并购价格, 在帐面上欺骗投资者, 从中获得短期利益的交易。关联交易对并购双方的益处也是显而易见的, 如交易双方彼此了解, 易于沟通, 便于并购后整合更有效率的进行, 因而关联交易对协同效应有积极的影响。
第五, 从总体上看, 第一大股东不变产生的协同效应要高于第一大股东变动所产生的协同效应。模型的估计结果也与这一结论相一致, 即第一大股东变动对协同效应的影响是负面的。这与国内一些学者的研究结论不同。因为我国上市公司的第一大股东大多为控股股东(徐晓东、陈小悦, 2003) , 第一大股东变动后, 虽然国家股有所减持, 公司的股权集中度有所下降, 但在并购前后, 无论是收购公司还是目标公司的第一大股东变动或多或少会引起并购后的整合、主营业务调整、员工是否认可等诸多问题, 这些问题都会影响并购的协同效应。
第六, 总的来看, 并购后收购公司不是目标公司的第一大股东、或不可以直接或间接控制目标公司或不可以对目标公司施加重大影响的并购所产生的协同效应大于并购后收购公司是目标公司的第一大股东、或可以直接或间接控制目标公司或可以对目标公司施加重大影响的并购所产生的协同效应。模型参数估计结果表明并购后收购公司是目标公司的第一大股东、或可以直接或间接控制目标公司或可以对目标公司施加重大影响的并购对协同效应产生消极的影响。产生这种现象的原因与第一大股东是否变动的原因是相同的。
第七, 短期内, A 股流通股为第一大股东的协同效应最大, 国家股次之, 法人股最少; 而从长期来看, A 股流通股为第一大股东的协同效应最大, 法人股次之, 国家股最少。模型参数估计结果与这一结论稍有出入, 即A 股流通股和国家股对协同效应的影响是消极的, 法人股对协同效应的影响则是积极的。股权收购中有一部分是收购国家股, 这在一定程度上体现了 国退民进 的大势所趋。模型参数的估计结果与大多数的研究结论一致, 而本文对A 股流通股和法人股的研究前后有些不一致, 可能是由于样本细分后各种类型的数量较少, 影响了结果的一致性。
第八, 并购活动并未提升收购公司和目标公司的业绩, 甚至并购后的业绩有持续下降的趋势。这表明, 上市公司期望仅仅通过并购活动而忽视并购整合来改善公司业绩是不可能的。
注释:
1993年9月, 深圳宝安集团股份有限公司在二级市场中大量收购上海延中实业股份有限公司股票, 引起了市场极大的震动。尽管此次收购被证监会裁定为有违规行为, 但是, 证监会还是认定深宝安持有的延中实业股票有效。最后, 深宝安成功入主延中实业, 开创了中国并购活动的先河。
式中有些因子的方差贡献率为0, 如F 3A S =0. 7674Y i1+
i
0. 2326Y i2+0Y i3+0Y i4中Y i3和Y i4的方差贡献率均为0, 这表示只用Y i1和Y i2两个因子即可解释100%(0. 7674+0. 2326) 的原始信息。因为因子分析就是用少数几个因子来描述许多指标或因素之间的联系, 以较少几个因子反映原资料的大部分信息的统计学方法。本文采用因子分析法是为了构建一个综合得分函数将前述4个财务指标压缩成一个综合得分, 而不仅仅是为了提取公共因子, 因此我们根据选取的财务指标的个数(4个) 提取了相同数量的4个因子, 这样方差贡献率为0的因子也列了出来。
(下转第128页)
人利益, 淡薄法制与轻视科学技术。这些都是作者对中国传统管理哲理精髓所做的具有独到见解的总结与提炼。
作者认为, 现代社会经济调节方式除了市场调节和政府调节之外, 还存在着第三种调节力量, 该书称之为 第三种调节方式 , 或简称 第三配置 。作者认为, 第三种调节方式是指除市场调节和政府调节之外的调节手段之和, 包括习俗、社会心理、伦理道德、意识形态等。
管理哲理(包括中国传统管理精髓) 显然包括在
第三配置范畴之中, 从而具有配置资源的功能。作者在资源配置模式比较研究中验证了第三配置的功能:优化资源配置, 维持市场秩序, 调节收入分配。作者最后从宏观和微观两个层面提出了构建中国第三配置模式的具体对策建议。
作者的探讨有利于深化管理史、管理思想史的研究并促进管理科学的发展与创新; 有利于挖掘中华民族优秀、丰富的历史文化遗产, 为探寻具有中国特色的现代化管理模式与方法服务; 有利于克服市场经济建设中的腐败、道德沦丧等伦理管理失衡现象, 建立适应社会主义市场经济发展需要的社会诚信体系, 构建和谐社会。作为一种从新的视角、运用新的理论工具研究全新理论课题的尝试, 本研究的不足之处也在所难免。我们期待作者在今后的研究中对这些问题有所突破并取得更多高质量、高水平的学术成果。
注释:
作者在学术界最早使用 第三配置 的概念。参见严清华、刘穷志: 第三配置及其路径依赖偏好 , 载 武汉大学学报 (社会科学版) , 2001(3) 。
三、初步描绘了管理哲理的资源配置模式
第三配置有其自身的运行机制。对于一个理性行为而言, 当收益大于成本时, 由于第三配置的负作用, 该行为将演变为 搭便车 行为, 偷盗、诈骗和白领犯罪等机会主义行为便大量涌现; 当成本大于收益时, 由于第三配置的正作用, 生产领域的无私奉献、分配领域的捐助便普遍存在。第三配置在运行机制上具有从众趋势与适时转换特点。在现代市场经济中, 第三配置具有独特的功能:它有利于降低交易成本, 它通过制度化向社会提供行为准则信息, 在经济转型期, 它也会适时转换。与市场配置和政府配置相比, 第三配置的功用是补充性的。三者作用原则与边界各不相同; 从功能看, 三者相互补充; 从结构看, 三者相互制衡。
(作者单位:武汉大学经济学系 武汉 430072)
(责任编辑:N)
(上接第100页)
参考文献:
1 俞乔: 市场有效、周期异常与股价波动 , 载 经济研究 , 1994(4) 。
2 吴世农: 中国证券市场效率分析 , 载 经济研究 , 1996(4) 。
3 陈晓、陈小悦、刘钊: A 股盈余报告的有用性研究 , 载 经济研究 , 1999(6) 。
4 王跃堂: 我国证券市场资产重组绩效之比较分析 , 载 财经研究 , 1999(7) 。
5 陈信元、张田余: 资产重组的市场反应 1997年沪市资产重组实证分析 , 载 经济研究 , 1999(9) 。
6 冯根福、吴林江: 我国上市公司并购绩效的实证研究 , 载 经济研究 , 2001(1) 。
7 张亦春、周颖刚: 中国股市弱式有效吗? , 载 金融研究 , 2001(3) 。
8 陈小悦、徐晓东: 股权结构、企业绩效与投资者利益保护 , 载 经济研究 , 2001(11) 。
9 李善民、陈玉罡: 上市公司兼并与收购的财富效应 , 载 经济研究 , 2002(11) 。
10 张亦春: 现代金融市场学 , 北京, 中国金融出版社, 2002。
11 徐晓东、陈小悦: 第一大股东对公司治理、企业业绩的影响分析 , 载 经济研究 , 2003(2) 。
12 Elgers, Clark; John, J. and Pieter, T. , 1980. Merger Types and Shareholder Returns:Addi tional Evidence. Financial Management, Tampa, Vol. 9, p. 66.
13 Jensen, M. C. , 1986. Agency Costs of Free Cash Flow, Corporate Finance and Takeovers. American Economic Review, Vol. 76, May, pp. 323-329.
14 Jones, Hill; Gareth, R. and Charles, W. L. , 1988. Transaction Cost Analysis of Strategy Structure Choice. Strategic Management Journal, Vol. 9, pp. 159-172.
15 Sirower, Mark, L. , 1997. The Synergy Trap:How Companies Lose the Acquisi tion Game? The Free Press.
16 Lubati n, Michael, 1983. Mergers and the Performance of the Acqui ring Firm. Academy of Management, Vol. 8, pp. 218-225.
17 Bradley, Michael; Desai, E. , Anand and Ki m, Han, 1988. Synergistic Gains from Corporate Acquisi tions and Their Division Between the Stockholders of T arget and Acquiring Firms. Journal of Financial Economics, Vol. 21, pp. 3-40.
18 Niden, C. M. , 1993. An Empirical Examination of White Knight and Corporate Takeover:Synergy and Overbidding. Financial M anagement, Vol. 22, pp. 28-43.
19 Reed and Luffman, 1986. Diversification:The Growin g Confusion. Strategic Management Journal, Vol. 7, pp. 29-45.
20 Slusky, Caves; Alexander, R. and Richard, E. , 1991. Synergy, Agency, and the Determinan ts of Premia Paid in Mergers. The Journal of Industrial Economics, Vol. 39, pp. 277-296.
(作者单位:武汉大学会计系 武汉 430072)
(责任编辑:M)