李東嶼 汪海粟

（中南財經(jīng)政法大學 工商管理學院，湖北 武漢 430073）

一、問題的提出

學術界關于并購動機的研究成果豐碩，主要觀點有：（1）交易成本論，即通過并購將原先需要較高費用的市場交易轉為費用較低的企業(yè)內(nèi)部交易，降低運營成本［1］；（2）規(guī)模經(jīng)濟和范圍經(jīng)濟論，即企業(yè)通過并購擴大規(guī)模經(jīng)濟和范圍經(jīng)濟效應［2］（P151）；（3）外部發(fā)展優(yōu)勢論，即企業(yè)以快速兼并擴張戰(zhàn)略替代自身緩慢積累過程，而且擴張疆域的動機甚至取代了利潤動機［3］（P90）。中國相關的調查報告也證實了上述學者對并購動機的假設：2013年，61%的中國企業(yè)的并購動機是進入新市場，58%為了獲得新技術或既有品牌，54%為了擴大企業(yè)規(guī)模，而40%的企業(yè)希望通過并購降低運營成本［4］。

然而，根據(jù)世界知名咨詢公司，如波士頓咨詢集團（BCG）、畢馬威會計事務所（KPMG）和麥肯錫咨詢公司（McKinsey）的統(tǒng)計，全球并購失敗的比率大體在50%～85%；而與并購失敗率高居不下形成鮮明對比的是，全球并購浪潮此起彼伏，方興未艾［5］（P12）。Brouthers等人發(fā)現(xiàn)，并購雖然擴大了企業(yè)規(guī)模，但并購后交易成本不降反升，績效不盡如人意，他們由此提出“如果并購是失敗的，為什么還如此盛行”的疑問［6］。顯然，并購后交易成本不降反升、績效失敗率過半等現(xiàn)象與交易成本論、規(guī)模經(jīng)濟和范圍經(jīng)濟論大相徑庭，但也許和外部發(fā)展優(yōu)勢論相關。但通過擴張企業(yè)規(guī)模獲取外部發(fā)展優(yōu)勢只是過程而不是目的，而且外部發(fā)展優(yōu)勢論可能忽略了并購雙方的內(nèi)部資源和能力狀態(tài)，對并購雙方是否有能力把握所謂的外部發(fā)展優(yōu)勢缺乏判斷，因此外部發(fā)展優(yōu)勢論的并購動機觀點還有待商榷。因此，本文推斷，并購的真實動機不僅僅為了降低交易成本、獲取規(guī)模經(jīng)濟和范圍經(jīng)濟或外部發(fā)展優(yōu)勢，可能還存在其他意圖。

本文認為并購悖論的關鍵在于公司治理的層次性和不同利益主體利益訴求的差異性。如何在統(tǒng)一的分析框架下將不同的并購動機和并購績效合理對接，分析由于公司治理的層次性和利益訴求的差異性所導致的并購悖論，是目前并購研究中相對薄弱的領域。本文嘗試構建企業(yè)資產(chǎn)彈性分析框架，將并購動機和并購績效評估有效對接起來，進而尋求解釋并購悖論的路徑。

二、分析框架

財務比率是一種靜態(tài)的平均函數(shù)。如資產(chǎn)收益率n=凈利潤／總資產(chǎn)，表示一個單位的總資產(chǎn)能帶來n個單位凈利潤。但在并購交易動機分析中，本文需要測算買方增加一個單位的總資產(chǎn)，或賣方減少一個單位的總資產(chǎn)，分別能給并購雙方帶來多少個單位的凈利潤。這就涉及動態(tài)的彈性概念，即彈性=邊際函數(shù)／平均函數(shù)。一般來說，只要兩個經(jīng)濟變量之間存在著函數(shù)關系，就可用彈性系數(shù)ε來表示因變量對自變量反應的敏感程度。彈性系數(shù)計算公式一般表示為：彈性系數(shù)ε=因變量增長率／自變量增長率。以資產(chǎn)收益率為例，其某一時間范圍內(nèi)的弧彈性公式為：

其中，R 為凈利潤，A 為總資產(chǎn)，ΔR／R 為凈利潤增長率，ΔA／A 為總資產(chǎn)增長率。

如果方程式（1）的ΔR、ΔA 趨向于無窮小，則變化表達式ΔR、ΔA 就變成微分表達式dR、dA，此時的函數(shù)彈性便具有點彈性的含義，即：

其中，分母R／A 為資產(chǎn)收益率，分子R′為資產(chǎn)收益率函數(shù)的一階導數(shù)。

如果將總資產(chǎn)作為自變量，凈利潤作為因變量，則可以建立資產(chǎn)收益率函數(shù)：R=f（A）。對其求導，得資產(chǎn)收益率函數(shù)一階導數(shù)：R′=f′（A）。這時，并購的績效評估指標就不再是簡單的“資產(chǎn)收益率=凈利潤／總資產(chǎn)”的平均函數(shù)，而是并購前后資產(chǎn)收益率函數(shù)的邊際函數(shù)對平均函數(shù)的比率，表示并購后總資產(chǎn)的增加或減少對凈利潤的影響程度，稱之為資產(chǎn)收益點彈性。

同理，本文還提出營運成本點彈性和投資風險點彈性的概念。這些彈性的自變量都是總資產(chǎn)，因變量分別是營運成本、凈利潤和市凈率，由此表達并購后總資產(chǎn)增加或減少一個單位，使得營運成本、凈利潤和市凈率增加或減少多少個單位的涵義。由于這些彈性都是基于總資產(chǎn)的增加或減少而測度出來的，因此統(tǒng)稱為“資產(chǎn)彈性”。資產(chǎn)彈性與財務比率的對比見表1。

表1 財務比率與資產(chǎn)彈性對比表

表1表明，財務比率和資產(chǎn)彈性這兩種工具的區(qū)別在于：前者是靜態(tài)的財務比率，如營運成本率、資產(chǎn)收益率和投資風險率等平均函數(shù)；而后者是動態(tài)的資產(chǎn)彈性，即邊際函數(shù)與平均函數(shù)的比率，如營運成本點彈性、資產(chǎn)收益點彈性和投資風險點彈性。于是本文提出基于這兩種工具指標的并購動機假設（見表2）。

表2 并購動機假設

三、實證分析

為了驗證表2的系列假設，本文選取家樂氏并購寶潔旗下的品客薯片案例進行實證分析。2012年2月17日，全球最大的谷類早餐制造商家樂氏（Kellogg）公司宣布將以27億美元現(xiàn)金收購寶潔（Procter &Gamble）公司旗下的品客薯片業(yè)務。為了分析家樂氏收購品客薯片業(yè)務和寶潔出售食品業(yè)務板塊的動機，本文收集了2005～2014年并購雙方的年報數(shù)據(jù)，包括并購凈額（M&A）、總資產(chǎn)（A）、營運成本（C）、凈利潤（R）、市凈率（每股市價／每股凈資產(chǎn)）等，按表1的公式分別計算了營運成本率、資產(chǎn)收益率和投資風險率等各項財務比率數(shù)據(jù)，形成財務比率面板數(shù)據(jù)（見表3）。

表3 家樂氏和寶潔公司財務比率面板數(shù)據(jù)表（原始數(shù)據(jù)） 單位：百萬美元（除比率外）

如果直接對這些財務比率數(shù)據(jù)進行分析，可能會因為時序數(shù)據(jù)存在單位根，有明顯的記憶慣性和波動的持續(xù)性，由此造成誤判。因此，在進行分析之前，首先要進行單位根檢驗。

1.單位根檢驗。為避免非平穩(wěn)時序數(shù)據(jù)導致的偽回歸現(xiàn)象，在對面板數(shù)據(jù)進行回歸分析之前，首先需要進行單位根檢驗。表4是對表3的原始數(shù)據(jù)進行單位根檢驗的結果。從中可以看出，有些序列平穩(wěn)而有些序列不平穩(wěn)。這意味著不能直接對這些面板數(shù)據(jù)進行格蘭杰因果檢測，還需要對該面板數(shù)據(jù)進行差分對數(shù)處理。接下來對除并購凈額外的各項財務比率原始數(shù)據(jù)進行差分對數(shù)處理，然后再次進行單位根檢驗（見表5）。表5的檢驗結果表明，經(jīng)過差分對數(shù)處理后的面板數(shù)據(jù)都能通過單位根檢驗，拒絕零假設，數(shù)據(jù)平穩(wěn)。

2.回歸分析。回歸分析的主要任務是擬合自變量與因變量之間的經(jīng)驗公式，并簡單判斷自變量和因變量之間是正相關還是負相關關系。擬合完畢之后要進行顯著性檢驗，以判斷回歸分析模型是否恰當。一般采用R2（擬合度）、t檢驗（估計參數(shù)的統(tǒng)計顯著性）和F檢驗（回歸方程的統(tǒng)計顯著性）作為檢驗統(tǒng)計指標。

表4 家樂氏和寶潔公司面板數(shù)據(jù)（原始數(shù)據(jù)）單位根檢驗表

表5 家樂氏和寶潔公司財務比率面板數(shù)據(jù)表（差分對數(shù)后）

需要指出的是，回歸分析中自相關問題不容忽視。一般來說，如果當年的并購交易只影響買賣雙方的總資產(chǎn)、營運成本、凈利潤和市凈率及其他相關指標，而對下一年及以后的總資產(chǎn)、營運成本、凈利潤和市凈率及其他相關指標沒有影響，就說明這些指標之間在時間序列中不存在自相關。然而，由于經(jīng)濟運行慣性，在并購交易高潮期，各項經(jīng)濟指標大多上升，當年的指標觀測值會大于往年；反之，在并購交易低潮期則相反，由此造成時間序列連續(xù)的觀測值之間很可能是相關的。例如，營運成本要受到當年和前幾年公司營運成本的影響；市凈率要受到前一時期市凈率水平的制約，等等。另外，回歸模型設置不當而遺漏重要的解釋變量也同樣導致殘差自相關。自相關造成的后果是最小二乘法（OLS）失靈，顯著性檢驗失敗，回歸預測精度降低。

本文采用Durbin-Watson（D.W）法對自相關進行診斷檢驗。檢驗步驟是：（1）進行OLS回歸并計算殘差；（2）通過Eviews軟件計算出D.W 值；（3）根據(jù)回歸模型的樣本容量及解釋變量個數(shù)，從D.W 表中查1%和5%顯著水平的臨界值。一般來說，D.W 值介于0到4之間，越接近于零，則表明存在正的自相關；越接近于4，則表明存在負的自相關；越接近于2，則說明傾向于無自相關。當然，D.W 只適用于一階自相關檢驗，而不適用于自回歸方程（即因變量的滯后值作為自變量的方程）。

根據(jù)表1的資產(chǎn)彈性公式，計算資產(chǎn)彈性的第一步是通過回歸分析建立自變量與因變量的函數(shù)關系，然后計算該函數(shù)的一階導數(shù)。因此，本文運用Eviews8.0軟件對紐約證券交易所官方網(wǎng)站提供的家樂氏和寶潔公司年報數(shù)據(jù)進行了回歸分析，擬合出效用函數(shù)回歸原始方程式（見表6）。

表6 家樂氏和寶潔公司并購效用回歸原始方程式及檢驗表（剔除異常變量前）

表6的顯著性檢驗結果表明，R2（擬合度）檢驗結果較為理想，所有回歸方程式擬合度大于0.5；回歸方程的F統(tǒng)計量顯著性檢驗也比較理想，除家樂氏穩(wěn)健動機效用方程式F檢驗伴隨概率Sig稍大于0.05之外，其他伴隨概率都小于0.05；t檢驗表明，除家樂氏公司成本動機效用函數(shù)C=f（A）中的A3項以及寶潔公司盈利動機效用函數(shù)R=f（A）中的A2項和常數(shù)項的t檢驗概率P值較大以外，其余都較??；D.W 值檢驗表明，大多數(shù)方程式D.W 值大多在2上下波動，說明這些方程式傾向于無自相關，而寶潔盈利動機效用方程式D.W 值偏向于零，說明該方程式傾向于正的自相關。綜合顯著性檢驗結果，本文決定將家樂氏公司成本動機效用函數(shù)C=f（A）中的A3項以及寶潔公司盈利動機效用函數(shù)R=f（A）中的A2項和常數(shù)項（即表6中的加粗體部分）剔除出方程式，發(fā)現(xiàn)總體顯著性檢驗結果比剔除前改善很多（見表7）。

表7 家樂氏和寶潔公司并購效用回歸優(yōu)化方程式及檢驗表（剔除異常變量項后）

3.彈性變量。將并購雙方年報面板數(shù)據(jù)（差分對數(shù)后）代入表7回歸方程式的一階導數(shù)公式，計算得出各時間節(jié)點的方程式一階導數(shù)；然后將年報面板數(shù)據(jù)和一階導數(shù)代入表1的資產(chǎn)彈性公式，計算得出并購雙方資產(chǎn)彈性面板數(shù)據(jù)（見表8，計算過程略，備索）。

4.格蘭杰因果檢驗。經(jīng)過上述計算，本文得到了并購動機分析的兩套不同的變量體系：一是財務比率變量體系（見表5），對應財務比率并購動機假設（見表2）；二是資產(chǎn)彈性變量體系（見表8），對應資產(chǎn)彈性并購動機假設（見表2）。接下來，本文分別對財務比率變量、資產(chǎn)彈性變量與并購交易凈額進行格蘭杰因果關系檢驗（見表9和表10）。

表8 家樂氏和寶潔公司資產(chǎn)彈性面板數(shù)據(jù)表

表9 財務比率并購動機格蘭杰因果檢驗報告表

表10 資產(chǎn)彈性并購動機格蘭杰因果檢驗報告表

表9的財務比率動機假設檢驗結果表明，家樂氏和寶潔的并購動機都是盈利動機。其中，家樂氏資產(chǎn)收益率R／A 是該公司發(fā)起并購交易的格蘭杰原因，而寶潔將品客薯片業(yè)務賣給家樂氏的動機是提高其資產(chǎn)收益率R／A 的格蘭杰原因。但如果由此判斷寶潔出售品客薯片業(yè)務的動機是為了提高資產(chǎn)收益率，發(fā)現(xiàn)其資產(chǎn)收益率在并購后卻不升反降，如寶潔公司2012年出售品客薯片業(yè)務后，其資產(chǎn)收益率R／A 從2012年的0.0813下跌到2014年的0.0807（見表3），由此形成了并購悖論。

不同的是，表10的資產(chǎn)彈性動機假設檢驗結果表明，投資風險率是家樂氏發(fā)起并購的格蘭杰原因。具體來說，從表8可以看出，在2012年之前的2005年、2007和2008年，家樂氏有3次作為買方發(fā)起并購，其投資風險點彈性控制在-0.3035至1.5674之間小幅波動；而2009～2011年沒有發(fā)起并購，期間的投資風險點彈性一度高達38.5673。對投資者來說，此時投資于家樂氏，每增加一個單位的總資產(chǎn)，則投資風險率就增加大38.5673個單位。在家樂氏2012年并購寶潔旗下的品客薯片業(yè)務后，其投資風險點彈性迅速下降到-2.8325，說明并購后總資產(chǎn)增加一個單位，投資風險率則減少2.8325個單位。之后2013年和2014年，家樂氏的投資風險點彈性一直在0.3～0.4小幅波動。因此，本文認為，家樂氏發(fā)起并購交易是基于做大資產(chǎn)規(guī)模、降低投資風險彈性的考慮。表10也說明寶潔進行并購交易是其營運成本點彈性的格蘭杰原因。嚴格來說，這并不是并購的動機，而是并購的績效。因此不在本文的討論范圍。

5.協(xié)整檢驗。在確定自變量和因變量具有格蘭杰因果關系后，還要進行協(xié)整檢驗確認兩者之間的格蘭杰因果關系是否具有長期穩(wěn)定的協(xié)整均衡關系可能。由于現(xiàn)實經(jīng)濟中的面板數(shù)據(jù)通常是非平穩(wěn)的，本文可以對其進行對數(shù)差分，使其平穩(wěn)，但由此本文就會失去總量的長期信息，而這些信息對分析問題來說很重要，因此需要用協(xié)整檢驗來判斷兩個變量之間的長期均衡關系是否存在。如果不存在協(xié)整關系，只能說明格蘭杰因果關系是一個偶然的事件。具體來說，一般采用EG（Engle-Granger）兩步法進行協(xié)整檢驗，即第一步進行回歸，第二步進行殘差項時間序列進行增廣迪克-富勒（Augmented Dickey-Fuller，ADF）檢驗。如果殘差項平穩(wěn)，則說明兩個變量之間存在協(xié)整關系，否則，就不存在。

表10的格蘭杰因果關系檢驗，證實了家樂氏投資風險彈性ε（PB／A）是并購交易的格蘭杰原因。為了檢驗家樂氏的投資風險彈性ε（PB／A）和并購交易之間是否具有長期均衡關系，本文通過Eviews軟件計算其殘差項時間序列，然后進行ADF檢驗（見表11）。

表11 家樂氏投資風險彈性并購動機殘差項時間序列ADF檢驗表

表11的ADF檢驗結果表明，家樂氏投資風險彈性并購動機的殘差項拒絕零假設，即沒有單位根，殘差項時間序列為平穩(wěn)數(shù)據(jù)，說明投資風險彈性與并購交易額存在協(xié)整關系，也說明投資風險彈性與并購交易不僅為格蘭杰因果關系，而且這種關系是長期均衡的協(xié)整關系。就資產(chǎn)彈性并購動機假設而言，家樂氏2010年投資風險彈性的飆升，意味著公司總資產(chǎn)每增加一個單位，就會引致市凈率的大幅增長，投資風險隨之加大。這就迫使公司董事會、管理層與機構投資者發(fā)起并購，一方面擴大資產(chǎn)規(guī)模，另一方面降低市凈率，降低投資風險彈性，提高投資的穩(wěn)健程度。

四、討論

在實際分析中，直接將營運成本率、資產(chǎn)收益率和投資風險率作為變量指標，并將其與并購交易額進行因果分析，會出現(xiàn)由于上述指標數(shù)據(jù)的趨勢慣性造成的虛假回歸和虛假關聯(lián)現(xiàn)象。以并購前后的資產(chǎn)收益率=凈利潤／總資產(chǎn)的公式為例，傳統(tǒng)的觀點認為，該比率越大，說明并購后每單位資產(chǎn)創(chuàng)造的凈利潤越高，也說明并購后的企業(yè)在節(jié)約交易成本和增加收入等方面取得很好的效果。衡量并購績效的指標之一就是計算并購前后資產(chǎn)收益率的高低，如果并購后的資產(chǎn)收益率高于并購前，則并購是成功的，否則就是失敗的。本文認為，這是一種典型的靜態(tài)馬歇爾局部均衡決策模型。該模型有三個前提條件：一是假定單個并購交易是競爭性的、有效率的，即賣方和買方都很多，供需充足，因此交易價格不受決策者操縱，且上期的交易與下期的交易是完全獨立、沒有關聯(lián)的；二是假定并購交易的生產(chǎn)要素產(chǎn)權邊界清晰；三是股東的剩余權益受法律保護。

然而，并購悖論現(xiàn)象的存在說明這三個前提條件很難同時具備。一是信息不對稱。單個并購交易市場由于供求不平衡或信息不對稱，交易價格易被操縱，可能會出現(xiàn)“奇貨可居、有價無市”的現(xiàn)象。二是產(chǎn)權邊界難以準確界定。汪海粟曾討論有形資產(chǎn)無形化問題［7］。他發(fā)現(xiàn)，企業(yè)一方面持續(xù)地消耗有形資產(chǎn)，借以形成無形資產(chǎn)；另一方面出現(xiàn)了無形資產(chǎn)創(chuàng)造的價值超過有形資產(chǎn)創(chuàng)造的價值現(xiàn)象。這些發(fā)現(xiàn)說明，由于無形資產(chǎn)的前期投入成本無法完全準確計量，造成了無形資產(chǎn)成本投入少而回報大的假象。特別是除了一般的有形生產(chǎn)要素（如資本、勞動力、土地）和可辨認的無形資產(chǎn)（包括專利權、專有技術、商標權、著作權、土地使用權、特許權等）外，那些產(chǎn)權不清晰、無法準確計量的無形生產(chǎn)要素，如企業(yè)家精神、異質性勞動力、注意力經(jīng)濟、網(wǎng)絡效應、社會資本、治理模式、商業(yè)模式、客戶資源、品牌形象等［8］，則很難被計量進入并購效用函數(shù)，造成生產(chǎn)要素產(chǎn)權不清晰，自變量和因變量數(shù)據(jù)失真，直接導致并購動機與績效相悖。三是“內(nèi)部人”問題導致股東的剩余權益被侵占?？毓晒蓶|（董事會）和管理層形成的利益集團（即“內(nèi)部人”問題），使得股東（員工）私人剩余權益被侵占的現(xiàn)象比比皆是。例如，標準普爾（S&P）500家公司市凈率的均值從1980年的1上升到2000年的6，表明每6美元的公司市場價值只有1美元在資產(chǎn)負債表中得到了反映，余下的5美元自創(chuàng)商譽被即期費用化，沒有計入無形資產(chǎn)目錄，上市公司的資產(chǎn)信息沒有得到完全披露［9］（P8）。也就是說，5美元的自創(chuàng)商譽理應歸屬于全體股東和利益相關者，但由于產(chǎn)權界線模糊而被公司的實際控制者所占有，成為Grossman和Hart所提出的“控制權收益”（benefits of control）［10］。

上述分析說明，并購悖論的產(chǎn)生原因有多種可能。只有厘清并購動機與績效的因果邏輯關系，才可能找到解析并購悖論的關鍵。因此，本文在表1引入不同時間節(jié)點的點彈性變量，嘗試建立一個動態(tài)的局部均衡決策新模型。新模型容忍并購交易被公司治理結構中的“內(nèi)部人”所操縱、信息不對稱和產(chǎn)權邊界不清晰等不良及非理性的因素進入模型，建立有別于結構性經(jīng)典計量模型的非結構性新模型，并且動態(tài)識別變量之間的因果關系，由此剔除與自變量沒有因果關系的變量，由此加強了新模型的實踐性和解釋力。

五、小結

財務比率變量是現(xiàn)行會計法的并購交易分析指標，但現(xiàn)實中由于信息失衡致使交易價格容易被操縱，生產(chǎn)要素產(chǎn)權邊界模糊引發(fā)數(shù)據(jù)失真，以及“內(nèi)部人”侵占股東剩余權益等問題的存在，使得財務比率變量指標的作用大打折扣。本文通過對家樂氏并購寶潔旗下品客薯片業(yè)務案例的實證分析發(fā)現(xiàn)，對財務比率變量指標進行的并購動機格蘭杰因果檢測，雖然表明資產(chǎn)收益率是并購交易的格蘭杰原因，但卻發(fā)現(xiàn)并購后雙方的資產(chǎn)收益率不升反降，直接導致并購動機與績效相悖，即并購悖論客觀存在。該現(xiàn)象說明，在分析并購動機和績效的過程中，并購交易價格是資產(chǎn)的現(xiàn)行市價對賬面價值的否定，此時各項財務指標因為并購交易的發(fā)生，實現(xiàn)了從量變到質變的轉換。這種質變轉換通過現(xiàn)行財務比率分析是難以反映的，而通過資產(chǎn)彈性大小的計算以及正負符號的轉變，則可以清晰地辨別。

本文在財務比率的基礎上引進不同時間節(jié)點財務比率點彈性的概念，將財務比率平均函數(shù)模型轉變?yōu)檫呺H函數(shù)對平均函數(shù)的比率模型。由于新模型主要計算并購后企業(yè)總資產(chǎn)增加（或減少）一個單位，使得營運成本、凈利潤、市凈率等財務指標發(fā)生相應變化的幅度，因此將其統(tǒng)稱為“資產(chǎn)彈性模型”。針對上述信息不對稱、產(chǎn)權不清晰、數(shù)據(jù)失真等問題，本文建立了資產(chǎn)彈性分析框架；對數(shù)據(jù)進行單位根檢驗，平穩(wěn)化處理，以避免“偽回歸”現(xiàn)象；在綜合分析回歸分析的顯著性檢驗結果，剔除對自變量貢獻不大的變量項，加強模型的解釋力。通過資產(chǎn)彈性變量的格蘭杰因果檢測，發(fā)現(xiàn)家樂氏發(fā)起并購的動機是為了擴大資產(chǎn)規(guī)模，降低市凈率，以減小投資風險彈性，提高投資的穩(wěn)健程度。協(xié)整分析檢驗證實了家樂氏的投資風險點彈性與并購交易的因果關系具有長期均衡關系。

本文認為現(xiàn)代公司治理中不同主體利益訴求的層次性和差異性導致了信息不對稱、要素產(chǎn)權界限模糊、“內(nèi)部人”操縱交易等問題，財務比率指標僅僅反映了公司治理層次性和差異性的表象，而資產(chǎn)彈性指標卻通過邊際函數(shù)對平均函數(shù)的比率模型，去偽存真，去粗取精，篩選出并購交易的關鍵真實信息，由此在統(tǒng)一的分析框架下將并購動機和并購績效評估有效對接，有效地解釋了家樂氏并購品客薯片案例中的并購悖論。但資產(chǎn)彈性工具能否應用到其他并購案例中并能解釋并購悖論，則有待更多的案例實證分析來檢驗。

［1］Coase，Ronald.The Nature of the Firm［J］.Economica，1936，（4）：386—405.

［2］Caves，Richard E.Mergers，Takeovers，and Economic Efficiency：Foresight vs.Hindsight［J］.International Journal of Industrial Organization，1989，7（1）：151—174.

［3］Rhoades，Stephen A.Power，Empire Building，and Mergers［M］.D.C.Heath &Co.，Lexington，MA，1983.

［4］Grant Thornton.Dynamics Businesses at the Forefront of M&A Activity：International Business Report 2014［EB／OL］.（2015-03-12）［2015-07-16］http：／／www.grantthornton.cn／upload／Dynamic%20businesses%20at%20the%20forefront%20of%20M%26A%20activity.pdf.

［5］Farschtschian，F(xiàn)arsam.The Reality of M&A Governance：Transforming Board Practice for Success［M］.New York：Springer，2012.

［6］Brouthers，Keith D.，Paul van Hastenburg，Joran van den Ven.If Most Mergers Fail Why Are They so Popular？［J］Long Range Planning，1998，（13）：337—346.

［7］汪海粟.關于發(fā)展我國資產(chǎn)評估行業(yè)幾個問題的思考［J］.中國資產(chǎn)評估，2001，（3）：8—11.

［8］尹衛(wèi)華，朱瑞庭.基于自有品牌的工商關系研究［J］.江西財經(jīng)大學學報，2013，（2）：25—34.

［9］Lev，Baruch.Intangibles：Management，Measurment，and Reporting［M］.Washington，DC：Brookings Institution Press，2001.

［10］Grossman，Sanford J.，Oliver D.Hart.One Share One Vote and the Market for Corporate Control［J］.Journal of Financial Economics.1988，20（1）：175—202.