武永超，張凱

1．2．新疆大學(xué)，新疆 烏魯木齊 830046

一、引言

隨著國(guó)內(nèi)互聯(lián)網(wǎng)行業(yè)的蓬勃發(fā)展，互聯(lián)網(wǎng)產(chǎn)業(yè)技術(shù)逐漸完善，綜合能力得到極大提升，跨界融合漸趨明顯。在互聯(lián)網(wǎng)逐步進(jìn)軍傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)的背景下，國(guó)內(nèi)互聯(lián)網(wǎng)行業(yè)迎來(lái)了新一輪的并購(gòu)浪潮，具體表現(xiàn)為互聯(lián)網(wǎng)行業(yè)的并購(gòu)活動(dòng)愈發(fā)頻繁和活躍，重量級(jí)的并購(gòu)?fù)顿Y已進(jìn)入密集期，競(jìng)爭(zhēng)日趨激烈。據(jù)相關(guān)權(quán)威機(jī)構(gòu)研究，僅2016年一年，國(guó)內(nèi)互聯(lián)網(wǎng)行業(yè)就發(fā)生了317起并購(gòu)事件，較2015年同期增加了一倍多，已披露的287起并購(gòu)事件共涉及143.49億美元交易額，較2015年同期的54.25億美元增長(zhǎng)了164.5%。

但是，隨著并購(gòu)數(shù)量的急劇增加，并購(gòu)活動(dòng)也暴露出許多問(wèn)題。2003年雅虎收購(gòu)3721、2008年新浪收購(gòu)分眾傳媒、2013年盛大收購(gòu)酷6，這些轟動(dòng)一時(shí)的互聯(lián)網(wǎng)收購(gòu)大案，最后卻都以失敗收?qǐng)?，甚至是“賠了夫人又折兵”。如盛大收購(gòu)酷6后，新老管理層內(nèi)斗不止，導(dǎo)致兩年后創(chuàng)業(yè)團(tuán)隊(duì)集體出走，酷6最終成為空殼，并購(gòu)方因此連續(xù)兩個(gè)財(cái)年業(yè)績(jī)出現(xiàn)了6%以上的下滑，至今仍未徹底恢復(fù)元?dú)?。并?gòu)活動(dòng)帶來(lái)的整合沖突、業(yè)績(jī)下降等一系列問(wèn)題，使得互聯(lián)網(wǎng)行業(yè)并購(gòu)面臨前所未有的挑戰(zhàn)。

基于以上背景，本研究從國(guó)內(nèi)互聯(lián)網(wǎng)行業(yè)入手，借助國(guó)內(nèi)外關(guān)于企業(yè)并購(gòu)績(jī)效的相關(guān)理論研究，結(jié)合我國(guó)互聯(lián)網(wǎng)企業(yè)并購(gòu)活動(dòng)的實(shí)際，深入探究國(guó)內(nèi)互聯(lián)網(wǎng)上市公司并購(gòu)績(jī)效現(xiàn)狀，并試圖解釋互聯(lián)網(wǎng)上市公司并購(gòu)活動(dòng)對(duì)并購(gòu)績(jī)效的影響機(jī)制。

二、相關(guān)理論研究綜述

目前，在企業(yè)績(jī)效評(píng)價(jià)方面，國(guó)內(nèi)外學(xué)術(shù)界大多采取對(duì)同一企業(yè)不同時(shí)段的績(jī)效進(jìn)行評(píng)價(jià)，其中比較典型的方法主要有兩種：基于股票市場(chǎng)的評(píng)價(jià)方法和經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)對(duì)比研究法。

基于股票市場(chǎng)的評(píng)價(jià)方法主要是事件研究法。事件研究法由Fama（1969）提出，該方法將企業(yè)并購(gòu)作為個(gè)體事件，采用累計(jì)超常收益法來(lái)檢驗(yàn)并購(gòu)事件對(duì)股票市場(chǎng)的價(jià)格波動(dòng)效應(yīng)。其后，Mandelker（1974）和Ruback（1977）等人開(kāi)始關(guān)注并購(gòu)的中長(zhǎng)期績(jī)效檢驗(yàn)。Madden（1981）和 Jensen（1983）等人則主要關(guān)注并購(gòu)的短期績(jī)效檢驗(yàn)。20世紀(jì)90年代以后，由于發(fā)現(xiàn)評(píng)價(jià)并購(gòu)中長(zhǎng)期績(jī)效的股票事件法所采用的市場(chǎng)檢驗(yàn)?zāi)Ｐ痛嬖诰窒?，許多學(xué)者開(kāi)始對(duì)這類方法進(jìn)行修正。Franks（1991）提出了并購(gòu)績(jī)效檢驗(yàn)的八因素方法，將檢驗(yàn)方法提升到一個(gè)新 的層次，后續(xù)如 Agrawalet（1992）、Lyon（1997）、Alon（2000）等都對(duì)該驗(yàn)證方法進(jìn)行了完善，極大提高了并購(gòu)績(jī)效評(píng)價(jià)的可靠性 。 Jensen （1983）、Jarrell（1988）、Schwert（1996）等人采用不同的樣本與測(cè)量區(qū)間進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，得到了基本一致的論斷：被并購(gòu)方總是并購(gòu)活動(dòng)的絕對(duì)收益者。國(guó)內(nèi)學(xué)者研究的思路主要是基于事件研究法，結(jié)合中國(guó)具體情況進(jìn)行研究，研究結(jié)論有所差異。陳勝元（1998）、王慧娟（2000）、余光勝（2001）、朱寶憲（2003）、余力（2004）等學(xué)者的研究結(jié)論表明，并購(gòu)行為對(duì)被并購(gòu)方的收益為正。而楊榮（2000）、梁嵐雨（2002）、張新（2003）等學(xué)者的研究結(jié)果則正好相反。

經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)對(duì)比研究法又稱財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)對(duì)比法，該方法主要借助企業(yè)公布的財(cái)報(bào)等相關(guān)資料，以通用的業(yè)績(jī)指標(biāo)作為評(píng)估標(biāo)準(zhǔn)，對(duì)比分析企業(yè)業(yè)績(jī)?cè)诓①?gòu)行為前后的增減變化。該方法主要考察兩類指標(biāo)：一類是盈利能力指標(biāo)，一類是現(xiàn)金流量指標(biāo)。對(duì)于前者，Ingham（1992）認(rèn)為資產(chǎn)回報(bào)率和銷售回報(bào)率是衡量盈利能力最好的指標(biāo)，而Meaks（1994）則推薦使用資產(chǎn)回報(bào)率；對(duì)于后者，Healy等人（1992）提出用稅前運(yùn)營(yíng)現(xiàn)金流來(lái)評(píng)價(jià)運(yùn)營(yíng)績(jī)效。后來(lái)，Ramaswamy等人（2003）在此基礎(chǔ)上采用行業(yè)調(diào)整的運(yùn)營(yíng)現(xiàn)金流指標(biāo)進(jìn)行評(píng)價(jià)。國(guó)內(nèi)學(xué)者主要在國(guó)外的研究基礎(chǔ)上，結(jié)合國(guó)內(nèi)具體的市場(chǎng)環(huán)境，不斷對(duì)指標(biāo)進(jìn)行補(bǔ)充和細(xì)化。檀向球（1998）引入主業(yè)鮮明性等9個(gè)指標(biāo)進(jìn)行綜合評(píng)價(jià)，馮根福（2001）則構(gòu)建模型進(jìn)行評(píng)價(jià)。

三、實(shí)證研究設(shè)計(jì)

（一）研究假設(shè)

Salter（1979）將組織戰(zhàn)略匹配概念引入并購(gòu)研究領(lǐng)域，從而把并購(gòu)分為相關(guān)并購(gòu)和不相關(guān)并購(gòu)，并認(rèn)為相關(guān)性有利于促進(jìn)企業(yè)并購(gòu)取得成功。隨后，Singh（1984）采用觀察股價(jià)變動(dòng)的方法，得出相關(guān)并購(gòu)比不相關(guān)并購(gòu)創(chuàng)造的價(jià)值更高。Montgomery（1987）采用事件研究法，認(rèn)為相關(guān)并購(gòu)總收益大于不相關(guān)并購(gòu)。Tsai（2000）則對(duì)產(chǎn)生這一現(xiàn)象的原因做出了具體說(shuō)明。綜合上述研究成果，本研究提出假設(shè)一：國(guó)內(nèi)互聯(lián)網(wǎng)上市公司相關(guān)并購(gòu)的并購(gòu)績(jī)效要優(yōu)于非相關(guān)并購(gòu)的并購(gòu)績(jī)效。

國(guó)內(nèi)學(xué)者王躍堂 （1999）、朱小平（2001）、張淑杰（2003）、沈維濤（2006）等學(xué)者通過(guò)選取樣本企業(yè)進(jìn)行實(shí)證研究的方式，得出了非關(guān)聯(lián)并購(gòu)業(yè)績(jī)要好于關(guān)聯(lián)并購(gòu)業(yè)績(jī)，認(rèn)為部分公司關(guān)聯(lián)并購(gòu)存在粉飾報(bào)表的動(dòng)機(jī)，即關(guān)聯(lián)并購(gòu)并沒(méi)有真正提高上市公司的財(cái)務(wù)績(jī)效?；诖?，本研究提出假設(shè)二：國(guó)內(nèi)互聯(lián)網(wǎng)上市公司的非關(guān)聯(lián)并購(gòu)績(jī)效要優(yōu)于關(guān)聯(lián)并購(gòu)績(jī)效。

（二）研究指標(biāo)體系構(gòu)建

基于以往的研究成果和思路，本研究將借助相關(guān)的指標(biāo)體系評(píng)價(jià)并購(gòu)績(jī)效的變化。目前評(píng)價(jià)企業(yè)并購(gòu)績(jī)效較為常用的指標(biāo)體系是2017年國(guó)家部委出臺(tái)的 《企業(yè)績(jī)效評(píng)價(jià)操作細(xì)則》。細(xì)則從財(cái)務(wù)收益、資產(chǎn)營(yíng)運(yùn)、發(fā)展能力等方面構(gòu)建評(píng)價(jià)體系，每一方面又有具體的指標(biāo)作為反映該方面的量化指標(biāo)。每一指標(biāo)都有相應(yīng)的計(jì)算公式，便于實(shí)際操作。具體如表1所示。

表1 并購(gòu)績(jī)效指標(biāo)體系

（三）研究樣本

2013-2016年的 IT均值分別為 7．520854、6．422645、5．998782、6．957500， 并購(gòu)當(dāng)年較并購(gòu)前一年有所下降，并購(gòu)后兩年中有一定回升；2013-2016年的CAT均值在并購(gòu)當(dāng)年和并購(gòu)后一年內(nèi)逐漸下降，并購(gòu)后第二年有顯著上升；2013-2016年的CR均值并購(gòu)當(dāng)年較并購(gòu)前一年度，有顯著上升，增幅為12%，并購(gòu)后兩年內(nèi)卻大幅下降。這可能由于國(guó)內(nèi)企業(yè)并購(gòu)采取的現(xiàn)金支付模式，對(duì)并購(gòu)發(fā)起方的償債能力產(chǎn)生了較為明顯的影響。綜合來(lái)看，并購(gòu)行為對(duì)資產(chǎn)營(yíng)運(yùn)狀況有一定影響，但這種影響是否正向，還有待進(jìn)一步驗(yàn)證。

在衡量發(fā)展能力狀況的指標(biāo)中，2013-2016年的 GRTA 均值分別為0．093238、0．053476、0．022458、0．021046。 從均值趨勢(shì)看，一直處于下降趨勢(shì)，表明樣本企業(yè)的并購(gòu)行為并未對(duì)企業(yè)的發(fā)展能力起到顯著的作用。

由于描述統(tǒng)計(jì)自身的局限性，且各變量之間存在諸多關(guān)系，無(wú)法客觀解釋變量對(duì)整體的影響。因此，本研究計(jì)劃采取主成分分析法，將變量做簡(jiǎn)化處理，并找出各變量之間的彼此聯(lián)系。

（二）綜合得分計(jì)算

本研究樣本以2014年發(fā)生并購(gòu)的國(guó)內(nèi)上市互聯(lián)網(wǎng)公司為原始樣本，然后根據(jù)以下標(biāo)準(zhǔn)進(jìn)行樣本篩選：

1．在研究時(shí)間區(qū)間內(nèi)，必須有完整的財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)且進(jìn)行并購(gòu)公告；

2．排除在交易市場(chǎng)做特別處理的上市互聯(lián)網(wǎng)公司；

3．主并方須在我國(guó)境內(nèi)上市；

4．排除現(xiàn)已終止上市的公司；

5．如果當(dāng)年度樣本發(fā)生多次并購(gòu)行為，只取并購(gòu)數(shù)額最大的一次作為研究樣本；

6．檢驗(yàn)區(qū)間為并購(gòu)前一年度、并購(gòu)當(dāng)年以及并購(gòu)后兩年度。

根據(jù)以上篩選條件，最終確定20家互聯(lián)網(wǎng)企業(yè)作為此次研究的樣本數(shù)據(jù)。

四、實(shí)證研究結(jié)果

（一）樣本描述性統(tǒng)計(jì)

本研究借助統(tǒng)計(jì)軟件對(duì)選取的20個(gè)企業(yè)樣本的財(cái)務(wù)收益狀況、資產(chǎn)營(yíng)運(yùn)狀況、償債能力狀況、發(fā)展能力狀況所涉及的七類指標(biāo)進(jìn)行了描述性統(tǒng)計(jì)，如表2所示。

從表2中可以看出，在衡量財(cái)務(wù)收益狀況的三類指標(biāo)中，2013-2016年的MBPM的均 值 分 別 為 0．718543、0．905612、0．701641、0．565894，并購(gòu)當(dāng)年較并購(gòu)前一年度出現(xiàn)了較大的增幅，但在并購(gòu)后的兩年內(nèi)，MBPM值一直呈下降趨勢(shì)；2013-2016年的ROTA的 均 值 分 別 為 0．096693、0．005245、0．061248、0．067559， 并 購(gòu) 當(dāng) 年 降 幅 超 過(guò)90%，并購(gòu)后兩年雖有顯著回升，但均低于并購(gòu)前一年度；2013-2016年的ROE的均值 分 別 0．104014、 -0．021182、0．108415、0．151732，并購(gòu)當(dāng)年出現(xiàn)負(fù)值，并購(gòu)后兩年均較并購(gòu)前一年度有較大提升。綜合來(lái)看，并購(gòu)行為對(duì)財(cái)務(wù)收益狀況有一定影響，但這種影響是否正向，還有待進(jìn)一步驗(yàn)證。

在反映資產(chǎn)營(yíng)運(yùn)狀況的三類指標(biāo)中，

表2 描述性統(tǒng)計(jì)匯總

本研究對(duì)20個(gè)樣本公司2013-2016年的財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)進(jìn)行因子分析。因子分析是一種簡(jiǎn)化研究變量的方法，其原理是通過(guò)矩陣分析從多個(gè)變量中找出能控制幾乎所有變量的隨機(jī)變量，這些隨機(jī)變量可以包含數(shù)據(jù)中的大量信息。限于篇幅，本研究將以2013年財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)為例，借助SPSS21．0進(jìn)行處理分析。其處理結(jié)果如下：

表3是2013年度樣本數(shù)據(jù)的KMO和Bartlett的檢驗(yàn)結(jié)果。從中可知，該年度數(shù)據(jù)樣本的 KMO=0．383，Bartlett的球形度檢驗(yàn)近似卡方值 58．681，Sig=0．000， 小于顯著性水平0．05，認(rèn)為適合做主成分分析。同理，通過(guò)2014-2016年度樣本績(jī)效數(shù)據(jù)KMO和Bartlett的檢驗(yàn)結(jié)果分析，這三個(gè)年度均適合做主成分分析。

表3 樣本績(jī)效數(shù)據(jù)KMO和Bartlett檢驗(yàn)表

表4反映的是因子的共同度情況。由表4可以看出，七個(gè)變量的初始解下的共同度都為1，表明原有變量方差都可以解釋。在特征根大于1的提取條件下幾乎所有的變量提取值都在0．8以上，反映出多數(shù)變量的大部分信息都可以被因子解釋，因子提取的效果較為理想。同理，通過(guò)2014-2016年度樣本績(jī)效數(shù)據(jù)因子分析共同度結(jié)果分析，這三個(gè)年度每年度中所有變量的大部分信息可被因子解釋，因子提取的總體效果理想。

表4 公因子方差表

表5是相關(guān)系數(shù)矩陣的特征值、方差貢獻(xiàn)率及累計(jì)方差貢獻(xiàn)率的計(jì)算結(jié)果?？梢钥吹?，第一個(gè)因子的特征值為2．464，解釋了原有7個(gè)變量總方差的35．199%；第二個(gè)因子的特征值為2．266，解釋了原有7個(gè)變量總方差的32．37%；第三個(gè)因子的特征值為1．185，解釋了原有 7個(gè)變量總方差的16．924%。前三個(gè)因子的累計(jì)方差貢獻(xiàn)率為84．493%，并且只有它們的取值大于1，說(shuō)明前三個(gè)公因子基本包含了全部變量的主要信息，因此選擇前三個(gè)因子為主因子即可。同時(shí)，被提取的荷載平方和旋轉(zhuǎn)后的平方載荷數(shù)據(jù)組列出了因子提取后和旋轉(zhuǎn)后的因子方差解釋情況。從中可以看出，它們都支持選擇三個(gè)公共因子。同理，2014、2015、2016年度的前三個(gè)因子的累計(jì)方差貢獻(xiàn)率分別為 81．345%、85．281%、81．791%，都大于80%，基本包含了全部變量的主要信息，因此選擇前三個(gè)因子為主因子即可。

圖1是因子分析碎石圖，橫坐標(biāo)為因子數(shù)目，縱坐標(biāo)為特征根?？梢钥吹?，第一個(gè)因子的特征值很高，對(duì)解釋原有變量的貢獻(xiàn)率最大；第三個(gè)以后的因子特征根都較小，取值都小于1，說(shuō)明它們對(duì)解釋原有變量的貢獻(xiàn)很小，因此提取前三個(gè)因子是合適的。

同理，2014-2016年度的因子分析碎石圖呈現(xiàn)出的結(jié)果基本一致。

表6顯示了實(shí)施因子旋轉(zhuǎn)后的載荷矩陣?？梢钥吹?，第一主因子在MBPM、ROTA、ROE指標(biāo)上具有較大的載荷系數(shù)，分別為 0．869、0．956、0．825，主要反映了企業(yè)財(cái)務(wù)收益狀況，編號(hào)Q1；第二主因子在CR、CAT、IT指標(biāo)上具有較大的載荷系數(shù)，分別為 0．884、0．678、0．600， 主要反映了企業(yè)的資產(chǎn)運(yùn)營(yíng)狀況，編號(hào)Q2；第三主因子在GRTA指標(biāo)上有較大的載荷系數(shù)，為0．757，主要反映了企業(yè)的發(fā)展能力狀況，編號(hào)Q3。其它3年度相類似。

表7列出了采用回歸估計(jì)的因子得分系數(shù)。根據(jù)系數(shù)得分，可以寫(xiě)出以下因子得分系數(shù)：

表5 因子分析的總方差解釋表

圖1因子分析碎石圖

表6 因子旋轉(zhuǎn)后的載荷矩陣

由表8所示，因子得分的協(xié)方差矩陣為單位矩陣，表明提取的三個(gè)公因子之間不具有相關(guān)性。本研究借鑒以往研究相關(guān)數(shù)據(jù)處理成果①，根據(jù)提取的三個(gè)主因子情況，結(jié)合三個(gè)因子方差貢獻(xiàn)率，寫(xiě)出了2013年度的綜合得分函數(shù)：

表7 因子得分系數(shù)表

表8 因子得分的協(xié)方差矩陣

2013年（并購(gòu)前一年度）：

同理，可以得出2014-2016年度的綜合得分函數(shù)：

2014年（并購(gòu)當(dāng)年度）：

2015年（并購(gòu)后第一年度）：

2016年（并購(gòu)后第二年度）：

根據(jù)2013-2016年度的綜合得分函數(shù)，可以計(jì)算出各年度的綜合得分，作為下一步研究的樣本數(shù)據(jù)基礎(chǔ)。

（三）數(shù)據(jù)綜合檢驗(yàn)結(jié)果

依據(jù)上述研究結(jié)果，本研究將采用差值法對(duì)并購(gòu)前后相應(yīng)年度樣本綜合得分進(jìn)行計(jì)算，以此來(lái)檢驗(yàn)樣本企業(yè)的并購(gòu)績(jī)效，計(jì)算結(jié)果如表9所示。

表9 綜合得分匯總

表 9 中 Y1、Y2、Y3、Y4分別表示 2013 年（并購(gòu)前一年度）、2014年 （并購(gòu)當(dāng)年度）、2015年（并購(gòu)后第一年度）、2016年（并購(gòu)后第二年度）的綜合得分，Y2-Y1表示2014年與2013年的綜合得分的差值；正值比表示綜合得分為正值的樣本數(shù)據(jù)占所有綜合得分樣本的比率。

由表 10 可以看出，Y2-Y1、Y3-Y2、Y4-Y3的均值一直呈現(xiàn)下降趨勢(shì)，并購(gòu)后兩年度的均值均小于并購(gòu)前一年度的得分，這表明，企業(yè)并購(gòu)活動(dòng)并沒(méi)有讓互聯(lián)網(wǎng)公司的經(jīng)營(yíng)狀況得到明顯改善，相反，還使得其出現(xiàn)惡化的趨勢(shì)。但另一方面，Y2-Y1、Y3-Y2、Y4-Y3的正值比卻呈現(xiàn)出上升的趨勢(shì)，正值比逐年增加，表明并購(gòu)后綜合得分為正值的樣本公司數(shù)量比并購(gòu)前有較為明顯的增加，即并購(gòu)活動(dòng)對(duì)一些上市互聯(lián)網(wǎng)公司的業(yè)績(jī)有一定的改善作用?；诖税l(fā)現(xiàn)，本研究決定將研究樣本進(jìn)行適當(dāng)分類細(xì)化，以期通過(guò)該方式，探究不同類型的并購(gòu)活動(dòng)對(duì)企業(yè)的績(jī)效的影響作用。

（四）研究假設(shè)的實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果

1．研究假設(shè)一的檢驗(yàn)

表10 相關(guān)并購(gòu)與非相關(guān)并購(gòu)均值和正值比

借助SPSS21．0軟件，對(duì)20個(gè)上市互聯(lián)網(wǎng)公司樣本相關(guān)并購(gòu)和不相關(guān)并購(gòu)進(jìn)行了分類統(tǒng)計(jì)。其中相關(guān)并購(gòu)有13家，占樣本總量的65%，不相關(guān)并購(gòu)有7家，占樣本總量的35%。由表10可知，相關(guān)并購(gòu)中，Y2-Y1、Y3-Y2、Y4-Y3三者的綜合得分均值分別為 0．027456、0．018365、0．014259，其正值比分別為 0．537123、0．546291、0．562913。 不相關(guān)并購(gòu)中，Y2-Y1、Y3-Y2、Y4-Y3三者的綜合得分均值分 別為-0．624932、-0．036382、-0．028618， 其 正 值 比 分 別 為 0．421548、0．431894、0．485392。從綜合得分均值和正值比變化趨勢(shì)來(lái)看，相關(guān)并購(gòu)明顯要好于不相關(guān)并購(gòu)，都呈現(xiàn)逐年上升的態(tài)勢(shì)。相反，不相關(guān)并購(gòu)綜合得分均值呈現(xiàn)逐年遞減趨勢(shì)。綜合來(lái)看，上市互聯(lián)網(wǎng)公司相關(guān)并購(gòu)行為能為企業(yè)自身帶來(lái)較好的績(jī)效，不相關(guān)的并購(gòu)行為可能使企業(yè)績(jī)效陷入到不利的境地。

該結(jié)論驗(yàn)證了本研究假設(shè)一的成立。

2．研究假設(shè)二的檢驗(yàn)

表11 關(guān)聯(lián)并購(gòu)與非關(guān)聯(lián)并購(gòu)均值和正值比

在前期數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)中得出關(guān)聯(lián)并購(gòu)有11家，占樣本總量的55%，非關(guān)聯(lián)并購(gòu)有9家，占樣本總量的45%。由表11可知，關(guān)聯(lián)并購(gòu)中，Y2-Y1、Y3-Y2、Y4-Y3三者的綜合得分均值分別為 0．103248、-0．052951、-0．031262，其 正 值 比 分 別 為 0．584931、0．432236、0．496027。 非關(guān)聯(lián)并購(gòu)中，Y2-Y1、Y3-Y2、Y4-Y3三者的綜合得分均值分別為-0．04212、0．031428、0．001639， 其 正 值 比 分 別 為0．420156、0．483921、0．518397。 從綜合得分均值變化趨勢(shì)來(lái)看，關(guān)聯(lián)并購(gòu)呈現(xiàn)出遞減的趨勢(shì)，雖說(shuō)后期有所放緩，但仍低于并購(gòu)前期的綜合得分。其正值比也經(jīng)歷了相同的趨勢(shì)。這表明上市公司關(guān)聯(lián)并購(gòu)行為對(duì)企業(yè)自身的績(jī)效改善沒(méi)有達(dá)到較好的預(yù)期效果。另一方面，非關(guān)聯(lián)并購(gòu)的綜合得分卻呈現(xiàn)逐年上升的趨勢(shì)，由前期負(fù)值到后期出現(xiàn)正值，雖然后期增速放緩，但仍然是增長(zhǎng)態(tài)勢(shì)，正值比也逐年上升。這表明，上市互聯(lián)網(wǎng)公司的非關(guān)聯(lián)并購(gòu)行為會(huì)為企業(yè)帶來(lái)較好的績(jī)效改善。

該結(jié)論驗(yàn)證了本研究假設(shè)二的成立。

五、研究結(jié)論及借鑒意義

（一）研究結(jié)論

第一，我國(guó)上市互聯(lián)網(wǎng)公司并購(gòu)行為對(duì)企業(yè)自身績(jī)效改善總體上沒(méi)有達(dá)到應(yīng)有的效果，部分上市互聯(lián)網(wǎng)公司的業(yè)績(jī)并沒(méi)有因?yàn)椴①?gòu)活動(dòng)而得到顯著提升。

第二，上市互聯(lián)網(wǎng)公司相關(guān)并購(gòu)行為能為企業(yè)自身帶來(lái)較好的績(jī)效，不相關(guān)的并購(gòu)行為可能使企業(yè)績(jī)效陷入到不利的境地。

第三，上市公司關(guān)聯(lián)并購(gòu)行為對(duì)企業(yè)自身的績(jī)效改善沒(méi)有達(dá)到較好的預(yù)期效果，而非關(guān)聯(lián)并購(gòu)行為會(huì)為企業(yè)帶來(lái)較好的績(jī)效改善。

（二）研究對(duì)并購(gòu)實(shí)踐的借鑒意義

第一，重視并購(gòu)行為的風(fēng)險(xiǎn)。由研究分析可知，目前我國(guó)上市互聯(lián)網(wǎng)公司并購(gòu)行為對(duì)企業(yè)自身績(jī)效改善總體上沒(méi)有達(dá)到應(yīng)有的效果，部分上市互聯(lián)網(wǎng)公司的業(yè)績(jī)并沒(méi)有因?yàn)椴①?gòu)活動(dòng)而得到顯著提升。這在一定程度上反映出我國(guó)的互聯(lián)網(wǎng)并購(gòu)活動(dòng)存在較大的風(fēng)險(xiǎn)性，因此，互聯(lián)網(wǎng)企業(yè)一定要理性對(duì)待并購(gòu)行為，充分預(yù)估并購(gòu)行為中的不確定因素，不要過(guò)于盲目和冒進(jìn)。

第二，并購(gòu)決策要切準(zhǔn)自身，綜合考量。研究證實(shí)，不同的并購(gòu)行為對(duì)并購(gòu)績(jī)效有不同的影響。企業(yè)在進(jìn)行并購(gòu)決策時(shí)，應(yīng)從企業(yè)實(shí)際出發(fā)，結(jié)合企業(yè)自身發(fā)展情況和戰(zhàn)略定位，選擇適合自身情況的并購(gòu)類型，并綜合考量并購(gòu)行為涉及的相關(guān)要素對(duì)并購(gòu)活動(dòng)本身的影響。

第三，注重績(jī)效反饋對(duì)并購(gòu)整合的修正作用。應(yīng)當(dāng)將并購(gòu)績(jī)效視為一個(gè)動(dòng)態(tài)過(guò)程，在企業(yè)實(shí)施并購(gòu)行為之后，要定期進(jìn)行反饋評(píng)估，從中發(fā)現(xiàn)并購(gòu)整合中的問(wèn)題，找出問(wèn)題根源，及時(shí)進(jìn)行修正，保證并購(gòu)整合效果能處在一個(gè)合理的控制范圍內(nèi)，以促進(jìn)企業(yè)業(yè)績(jī)的持續(xù)改善。

注釋：

①方法來(lái)源：劉曄．中國(guó)企業(yè)并購(gòu)績(jī)效實(shí)證研究[D]．上海：上海交通大學(xué)，2010：29-31．

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