企業并購行為及效應研究范文

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1研究設計

1.1研究樣本由于企業并購效應涉及到并購發生后一年及兩年數據，因此本文選擇2008~2011年間深、滬兩市A股發生并購的國有上市公司為初始研究樣本，并購效應選取2009~2013年數據。在初始樣本的基礎之上，為了盡量保證實證分析的結果具有可靠性，本文將按照以下程序對初始樣本進行篩選：（1）剔除金融保險類上市公司樣本，因為這些公司的資本結構和盈利具有較強的行業特性；（2）因為本文要用到上年度的數據，所以也剔除了當年上市的公司；（3）剔除政府控制權比例10%以下的；（4）剔除數據不全的公司樣本。經過上述篩選，最后得到1122家公司2009~2013年度數據。本文的并購樣本如表1所示，該樣本具有如下特征：（1）本文選擇主并方作為研究樣本；（2）并購雙方為非關聯企業。表1統計了滬深股市2008~2011年間發生了2287次并購，包括1122個企業年，說明部分企業在樣本期間內實施了多次并購。本文的數據主要來自國泰安數據庫和巨潮網。

1.2計量模型和變量設計為了驗證本文的假設H1a和H1b，我們建立了如下回歸模型。模型中t-1是指并購的前一年，因為企業當年的并購決策依據是企業前一年的經營狀況；為隨機干擾項，表示其他次要因素對企業并購的影響。模型中涉及到的變量說明如下：（1）政府控制（Gcontrol）：終極控制人對企業控制權比例；反映終極控制人對上市公司的控制能力。本文參考JeremyS.S.Edwards對控制人權的計量方法，文中選擇政府作為終極控制人的控制權比例。（2）并購頻率（Matimes）：有的企業一年之中發生了多次并購，把一年之中發生的次數求和，即為企業并購頻率；這里的并購頻率指并購成功的次數。（3）并購規模（Ma）：對研究年度內實施并購的進行合并，以并購當年發生的并購金額之和除以并購前一年的總資產作為企業并購規模衡量指標。(4)并購效應（DPER）：托賓的Q值是經濟學家托賓提出的一個衡量企業績效的指標，它等于企業的市場價值與公司資產的重置價值之比值，由于會計指標的有限性，國際上采用對托賓的Q值來反映企業效應。t=1表示并購后一年與并購前一年效應變化量，t=2表示并購后第二年與并購前一年效應變化量。（5）控制層級（layer）：如果終極控制人為中央政府，取值為1，否者為0；（6）控制變量：為了控制其它一些影響因素，我們設置了如下一些控制變量：自由現金流比率（CFO）、公司規模（Lnsize）、總資產收益率（Rota）、總資產周轉率(Tatr)、總資產增長率（Tagr）、資產負債率（Lev）、獨董比例（Rind）、行業虛擬變量（Ind）和年度虛擬變量（Year）。

2實證結果

2.1相關系數矩陣分析從表2相關系數矩陣表可以看出，關鍵的解釋變量Gcontrol和Ma的相關系數在5%水平上顯著，但Gcontrol和Matimes的相關系數不顯著，主要因為它們之間是非線性相關的。同時，Lnsize，Rota，Tatr，Tagr，Lev和Layer與Matimes也有顯著的相關關系；Lnsize，Rota，Tagr和Lev與Ma也有顯著的相關關系；Lnsize，Rota，Tatr，Tagr和Layer與△PER1相關；Rota，Tatr，Tagr，Lev和Layer與△PER2相關。在相關性系數矩陣中，解釋變量Gcontrol和Gcontrol2相關系數較大，存在著共線性，所以對其進行中心化處理；解釋變量和控制變量以及控制變量之間的相關系數的值都不是很大，說明模型中的變量不會存在嚴重的共線性。

2.2樣本描述性統計分析表3報告了本文主要變量的描述性統計。從表中可以看出，企業并購次數最小值為1，最大值為16；企業并購金額最小值為0，最大值為190.67，說明企業并購頻率和規模之間的差距較大。短期并購效應和長期并購效應均為負值，說明并購沒有取得良好效應，而且企業長期效應比短期效應更差。獨立董事比例最小值為0.091，最大值為0.8，說明樣本企業之間的獨立董事比例差距也較大，但是其均值0.366和中位數0.333處在合理水平，符合上市公司的規定。層級均值為0.320，說明樣本企業里有32%是中央控股。其它變量企業自由現金流比率、總資產周轉率、總資產增長率和企業資產負債率最大值和最小值之間的差距也較大，這種差距可能會影響企業并購，因此在模型中作為控制變量。同時對于Ma、△PER1和△PER2等財務指標存在異常值的情況，分別做了雙向1%的winsoried縮尾處理。

2.3政府控制與并購頻率的多元回歸分析表4報告了政府控制與企業并購頻率的回歸結果。首先給出了全樣本回歸結果，然后對由中央政府和地方政府為終極控制人的樣本企業進行回歸。在模型1中，Gcontrol的系數為負且在5%水平上顯著，Gcontrol2的系數在5%水平上顯著為正，表明在全樣本中，政府控制權比例與企業并購頻率確實存在非線性的“U”型關系，假設H1a得到了驗證。而在中央政府控制企業中，Gcontrol和Gcontrol2的系數都不顯著，而且單獨考慮Gcontrol與并購頻率的關系，回歸系數仍然不顯著，這表明在中央政府控制企業中，政府控制權與企業并購頻率之間不存在明顯的關系。在地方政府控制企業中，Gcontrol和Gcontrol2的系數分別在1%上顯著為負和5%上顯著為正，這說明在地方政府控制企業中，政府控制與企業并購頻率存在明顯的“U”型關系。因此，假設H2a得到了驗證。綜上可知，政府控制與企業并購頻率之間的“U”型關系只存在于地方政府控制企業中，而在中央政府控制企業中兩者不存在顯著關系。根據前文分析，這種關系主要源于政府較強的干預動機，而且在地方政府控制企業中這種動機更明顯，因為國有企業改革的過程也是中央政府把規模較小的企業委托給地方政府管理的過程，中央政府作為委托人可能更加注意自身形象，同時由于受到中央政府的嚴厲控制，其無效的經營活動得到抑制；而地方政府出于政治目標的追求可能不惜以地方企業健康發展為代價參與地區競爭。同時，由于存在“U”型關系，所以存在一個控制權比例的拐點，這個比例大約在46%，在該點企業并購頻率最低。

2.4政府控制與并購規模多元回歸分析由于無法得出顯著的二次回歸，我們得到了顯著的線性回歸，回歸結果如表5所示。從全樣本回歸結果知，Gcontrol系數為正且在5%水平上顯著，表明政府控制與企業并購規模之間存在顯著的正相關關系，假設H1b得到了驗證。進一步分析分樣本企業，發現在中央控制企業中，Gcontrol系數為正且在1%水平上顯著，這表明在中央政府控制企業中它們之間也存在著顯著的正向關系。然而在地方政府控制企業中，Gcontrol系數雖然為正但是不顯著，表明在地方政府控制企業中，政府控制與企業并購規模沒有明顯關系。綜上所知，政府控制與企業并購規模之間的正向關系只存在于中央政府控制企業中，而在地方政府控制企業中，這種關系不明顯。雖然在前文分析中，相對于中央政府，地方政府對企業干預的動機更強，對企業并購頻率的影響更顯著，但是，地方政府干預下的企業并購都是本區域內規模較小的企業，發生的并購規模也較小；而對于央企的并購活動，由于央企的目標是建立本行業的超大型企業，所以發生并購的規模也都很大。

2.5政府控制與并購效應多元回歸分析表6報告了政府控制權比例與并購效應的回歸結果，從全樣本看，無論在短期效應還是長期效應上，Gcontrol的系數均顯著為正，Gcontrol2的系數顯著為負，說明了政府控制權比例與企業并購效應之間存在著顯著的倒“U”型關系，據此，假設H3a得到了驗證。接下來，本文按照政府控制層級進行細分，研究不同控制層級下政府控制權比例對企業并購效應的影響。如表6第2、3和5、6列所示，發現無論短期還是長期效應，中央政府控制下企業控制權比例系數均不顯著，說明政府控制權對央企并購效應沒有顯著的影響。但是在地方政府控制企業中控制權比例系數均顯著，且控制權比例與并購效應之間呈現倒“U”型關系，因此，政府控制權主要影響地方政府控制的企業。至此，假設H3b得到了驗證。由于存在倒“U”型關系，必然存在一個拐點，拐點大約在0.48附近，政府控制權比例在該點時，控制權比例最優，企業并購效應最大。

3穩健性檢驗

關于終極控制人的控制權比例，本文選擇的是10%，但是也有學者以20%作為是否存在終極控的標準，為了檢驗研究結果的可靠性，本文進一步選擇終極控制人控制權比例大于20%的企業為研究樣本，再次進行回歸。回歸結果與前述研究基本一致，仍然支持所提出假設。

4結論

政府對企業的控制現象在世界范圍內普遍存在，而對于像我國這樣的新興市場經濟國家來說，這一現象更為嚴重，其原因可以追溯到我國國有企業的發展歷程，市場經濟環境不夠成熟，政府控制權比例較大和企業內部治理機制的不健全等。這種現象導致政府對企業經營行為產生重要影響，特別是企業的并購活動。本文以我國國有非金融類上市公司為樣本，研究了政府控制對企業并購的影響，并給出了必要的理論分析。研究表明，政府控制對企業并購行為產生顯著影響，但是不同的政府控制層級對這種關系的影響有顯著差異。政府控制權顯著影響企業的并購頻率，而這種影響主要是由地方政府產生的。政府控制權對企業并購規模也產生顯著的影響，但是這種影響只在中央政府控制的企業里更為顯著。本文還討論了政府控制權對企業并購效應的影響，發現當控制權大于48%時，控制權能對企業并購效應產生負向影響，但是這種影響只在地方政府控制企業里顯著。國有企業并購效應的降低，一部分原因是政府控制權較大，導致企業并購不符合市場需要，因此，本文研究結論深化了對國有控股及企業并購的認識。

作者：屈海濤 趙息 單位：天津大學 管理與經濟學部 黃淮學院 國際學院