馬 榕，葉建華

(河南財(cái)經(jīng)政法大學(xué) 會(huì)計(jì)學(xué)院，河南 鄭州 450046)

一、引 言

近年來(lái)由于金融危機(jī)和IPO上市困難，企業(yè)為了優(yōu)化資源配置和實(shí)現(xiàn)戰(zhàn)略轉(zhuǎn)型，選擇并購(gòu)作為其擴(kuò)大規(guī)模和增強(qiáng)競(jìng)爭(zhēng)力的重要途徑。并購(gòu)也是市場(chǎng)重新整合資源和提高資源配置效率的關(guān)鍵活動(dòng)。在企業(yè)并購(gòu)交易中并購(gòu)雙方經(jīng)過(guò)信息交換、價(jià)值評(píng)估、議價(jià)之后，支付方式選擇是整個(gè)并購(gòu)活動(dòng)的最后一環(huán)，也是并購(gòu)中雙方最關(guān)注的核心問(wèn)題。發(fā)生并購(gòu)時(shí)，并購(gòu)方以什么方式支付以及支付多少直接決定交易的成敗。不同的支付方式對(duì)后續(xù)并購(gòu)績(jī)效有不同的影響，并購(gòu)方應(yīng)選擇合適的支付方式，根據(jù)自身的財(cái)務(wù)狀況進(jìn)行后續(xù)的資源整合，從而提高資源的利用效率和企業(yè)競(jìng)爭(zhēng)力[1]。我國(guó)自2005年進(jìn)行股權(quán)分置改革后，并購(gòu)數(shù)量呈現(xiàn)爆發(fā)式增長(zhǎng)。本文選取CSMAR數(shù)據(jù)庫(kù)2006～2017年并購(gòu)事件為研究對(duì)象，期間共發(fā)生18 977起并購(gòu)事件。盡管現(xiàn)金支付仍然占據(jù)主導(dǎo)地位，但隨著我國(guó)資本市場(chǎng)的逐步完善，支付股票的比例也顯著提高。為什么目標(biāo)公司更傾向于接受現(xiàn)金支付？又是什么影響目標(biāo)公司選擇股票支付？信息不對(duì)稱(chēng)在其中扮演什么角色？本文只考慮以現(xiàn)金、股票以及兩者混合為支付方式的并購(gòu)事件，以股份支付對(duì)價(jià)與并購(gòu)支付總對(duì)價(jià)之間的比率作為并購(gòu)支付方式衡量變量，依據(jù)投資者機(jī)會(huì)主義和理性支付假說(shuō)理論，使用Tobit模型和Probit模型，實(shí)證上市公司信息不對(duì)稱(chēng)和股票流動(dòng)性對(duì)并購(gòu)支付方式的影響。

二、文獻(xiàn)綜述和研究假設(shè)

國(guó)內(nèi)外學(xué)者對(duì)支付方式的選擇及其影響因素進(jìn)行了深入研究和分析，取得了一定的研究成果。并購(gòu)公司的實(shí)際資本結(jié)構(gòu)水平高于目標(biāo)水平時(shí)，并購(gòu)公司傾向于選擇股權(quán)融資而非債務(wù)融資[2]。Uysal研究企業(yè)的資本結(jié)構(gòu)對(duì)并購(gòu)決策的影響，發(fā)現(xiàn)杠桿過(guò)高的公司并購(gòu)要約的溢價(jià)較低，選擇現(xiàn)金支付對(duì)價(jià)的可能性較低，當(dāng)公司預(yù)測(cè)到很可能要進(jìn)行收購(gòu)時(shí)，過(guò)度杠桿化的公司傾向于在并購(gòu)前發(fā)行股票，以降低杠桿赤字[3]。當(dāng)公司計(jì)劃進(jìn)行并購(gòu)重組時(shí)，公司為了能夠抓住并購(gòu)機(jī)會(huì)往往持有更多的現(xiàn)金，以應(yīng)對(duì)并購(gòu)資金需求[4]。另外，公司外部資金使用成本高于內(nèi)部資金使用成本，并購(gòu)方的現(xiàn)金持有越多，杠桿赤字越低，現(xiàn)金支付也會(huì)帶來(lái)更多的并購(gòu)溢價(jià)。對(duì)于國(guó)內(nèi)市場(chǎng)而言，杠桿赤字越高，并購(gòu)中使用現(xiàn)金支付的可能性越小，杠桿赤字對(duì)支付方式具有赤字擇時(shí)和支付擇時(shí)的調(diào)節(jié)效應(yīng)[5]。孫世攀和趙息以2008年至2011年發(fā)生并購(gòu)的企業(yè)為樣本，發(fā)現(xiàn)股權(quán)分置改革時(shí)，持股大股東借助并購(gòu)重組的機(jī)會(huì)選擇股權(quán)支付，也具有明顯的稀釋股權(quán)的動(dòng)機(jī)[6]。

早期的文獻(xiàn)對(duì)信息不對(duì)稱(chēng)和并購(gòu)支付對(duì)價(jià)影響的研究，存在以下觀點(diǎn)：當(dāng)公司采用股票作為支付方式，市場(chǎng)認(rèn)為公司目前的股票是高估的，股票支付被市場(chǎng)視為利空信號(hào)，公司的股票價(jià)格將會(huì)在宣布股票支付時(shí)出現(xiàn)下跌；當(dāng)股價(jià)被低估時(shí)，公司采用現(xiàn)金支付，所以現(xiàn)金支付被市場(chǎng)認(rèn)為是利多信號(hào)[7]。Hansen提出信息不對(duì)稱(chēng)下的討價(jià)還價(jià)模型，目標(biāo)公司和并購(gòu)方對(duì)自身價(jià)值進(jìn)行議價(jià)博弈，均衡目標(biāo)公司的反應(yīng)[8]。目標(biāo)公司低估了投標(biāo)者的股票價(jià)值時(shí)，收購(gòu)者不以股票支付，會(huì)有相對(duì)較高的預(yù)期“過(guò)度支付成本”，目標(biāo)公司認(rèn)識(shí)到了這個(gè)逆向選擇問(wèn)題就必定進(jìn)一步降低對(duì)收購(gòu)者的股票估值，目標(biāo)公司向并購(gòu)方索要更高的并購(gòu)溢價(jià)。

近期文獻(xiàn)主要采用實(shí)證分析法，研究公司內(nèi)外部信息不對(duì)稱(chēng)因素對(duì)并購(gòu)支付方式的影響。大股東面臨控制權(quán)威脅時(shí)，并購(gòu)公司有強(qiáng)烈的動(dòng)機(jī)選擇現(xiàn)金支付，但是公司的融資出現(xiàn)問(wèn)題時(shí)，又會(huì)更傾向于采用股票支付[9]。在2000年美國(guó)并購(gòu)支付中股票比例的驟然減少，有關(guān)學(xué)者認(rèn)為支付方式的改變與目標(biāo)公司的信息不對(duì)稱(chēng)和逆向選擇的變化有關(guān)，反映了企業(yè)特征的變化和公開(kāi)投標(biāo)現(xiàn)金支付傾向[10]。另外在2001年美國(guó)合并會(huì)計(jì)準(zhǔn)則的取消，削減了對(duì)管理層股票競(jìng)購(gòu)的激勵(lì)機(jī)制，也減少了股票支付比例[11]。并購(gòu)活動(dòng)能為目標(biāo)公司股東帶來(lái)溢價(jià)補(bǔ)償，卻不能為并購(gòu)公司股東創(chuàng)造價(jià)值，主要根源在于并購(gòu)雙方之間的信息不對(duì)稱(chēng)，信息不對(duì)稱(chēng)可能會(huì)導(dǎo)致并購(gòu)方支付更高的并購(gòu)溢價(jià)[12]。目標(biāo)公司會(huì)計(jì)信息質(zhì)量越高，越有利于抑制自利或自大管理者的機(jī)會(huì)主義并購(gòu)行為，影響買(mǎi)方的并購(gòu)績(jī)效。市場(chǎng)價(jià)值高估的并購(gòu)公司傾向于選擇股票作為并購(gòu)對(duì)價(jià)方式，市場(chǎng)錯(cuò)誤定價(jià)對(duì)并購(gòu)對(duì)價(jià)方式選擇產(chǎn)生了顯著影響，獲得更高的溢價(jià)[13]。然而李善民的研究發(fā)現(xiàn)主并公司在股票支付上并沒(méi)有考慮股價(jià)表現(xiàn)，上市公司并購(gòu)支付方式?jīng)Q策并不受股票估值溢價(jià)的影響。

在有效市場(chǎng)中，信息充分披露，交易雙方掌握對(duì)方全部的信息，采用何種對(duì)價(jià)支付方式對(duì)公司價(jià)值沒(méi)有影響，但在現(xiàn)實(shí)資本市場(chǎng)中雙方獲取信息的能力有限，不同的并購(gòu)支付方式反映公司不同的價(jià)值信息，不同的支付方式市場(chǎng)反應(yīng)不同，進(jìn)而影響并購(gòu)雙方股東的短期超額收益和并購(gòu)后公司的業(yè)績(jī)。我國(guó)上市公司的股票價(jià)格或市場(chǎng)價(jià)值長(zhǎng)期偏離內(nèi)在價(jià)值，扭曲了上市公司的投融資決策，也阻礙了資本市場(chǎng)資源配置功能的發(fā)揮。在企業(yè)并購(gòu)定價(jià)談判中，交易雙方獲悉自身的價(jià)值，只有在不斷討價(jià)還價(jià)過(guò)程中獲取對(duì)方的價(jià)值信息。但是所做出的并購(gòu)決策依然存在偏差，出價(jià)過(guò)高的并購(gòu)方更可能成功地完成并購(gòu)，非有效的并購(gòu)會(huì)擾亂并購(gòu)市場(chǎng)的秩序[14]。并購(gòu)公司可以利用其被市場(chǎng)高估的股票作為支付方式完成并購(gòu)交易，實(shí)現(xiàn)以較低廉的價(jià)格購(gòu)買(mǎi)被高估的目標(biāo)公司[15]。根據(jù)管理者個(gè)人利益最大化的假設(shè)，目標(biāo)公司的高管之所以愿意接受被高估的股票，可能并不是出于自身利益的考慮，而是由于目標(biāo)公司與收購(gòu)公司之間的信息不對(duì)稱(chēng)所導(dǎo)致[16]。在并購(gòu)支付過(guò)程中存在著兩種信息不對(duì)稱(chēng)。一方面目標(biāo)公司對(duì)買(mǎi)方的錯(cuò)誤估值，對(duì)并購(gòu)公司價(jià)值一旦低估，股票支付將會(huì)減少；另一方面并購(gòu)買(mǎi)方比賣(mài)方通常掌握更充分的支付信息，目標(biāo)公司逆向選擇和股票過(guò)高定價(jià)，市場(chǎng)對(duì)股票支付的反應(yīng)消極。

管理者往往是非理性的機(jī)會(huì)主義者，認(rèn)為并購(gòu)目標(biāo)往往接受出價(jià)過(guò)高的股票支付。而且在價(jià)格發(fā)現(xiàn)過(guò)程中，目標(biāo)公司無(wú)法合理地解釋和認(rèn)清投標(biāo)人機(jī)會(huì)主義，也進(jìn)一步激勵(lì)了并購(gòu)公司采用股票支付方式。在并購(gòu)談判中并購(gòu)雙方存在初始的信息不對(duì)稱(chēng)，主要反映在相對(duì)市場(chǎng)價(jià)值和股票價(jià)值中。并購(gòu)公司和目標(biāo)公司股票價(jià)值的差異對(duì)買(mǎi)方并不有利，支付較高比例的股票，也意味著目標(biāo)公司在價(jià)格發(fā)現(xiàn)的過(guò)程中可以收回最初市場(chǎng)對(duì)投標(biāo)人股票的錯(cuò)誤定價(jià)[17]。由于投標(biāo)人的機(jī)會(huì)主義，報(bào)價(jià)較高的買(mǎi)方完成了并購(gòu)，非效率的投資會(huì)損壞公司控制權(quán)市場(chǎng)的配置效率。機(jī)會(huì)主義的買(mǎi)方即使退出交易市場(chǎng)，也抬高了交易價(jià)格，對(duì)標(biāo)的投標(biāo)人造成消極的外部影響。

如果假設(shè)選擇股票支付的買(mǎi)方管理者不是機(jī)會(huì)主義者，賣(mài)方理性支付，僅僅關(guān)注目標(biāo)公司的逆向選擇[18][19]。并購(gòu)公司使用現(xiàn)金支付時(shí)，現(xiàn)金不具有或有價(jià)值，目標(biāo)公司只能獲得一定的合約價(jià)值，而股票支付獲得的價(jià)值隨著并購(gòu)公司價(jià)值的實(shí)現(xiàn)而變化。股票支付的這一特點(diǎn)給了目標(biāo)公司合理的激勵(lì)，他們更傾向于接受股票支付而不是現(xiàn)金支付。目標(biāo)公司獲得投標(biāo)人的信息越多，并購(gòu)方股價(jià)被低估的可能性越小。總之，在理性支付的前提下，賣(mài)方對(duì)買(mǎi)方的估價(jià)能力越強(qiáng)，支付方法中的股票比例就越高。而投標(biāo)人機(jī)會(huì)主義理論與此相反，更知情的賣(mài)方更有可能獲知市場(chǎng)對(duì)買(mǎi)方估值過(guò)高，支付市場(chǎng)估值過(guò)高的股票更少。Eckbo表明，當(dāng)目標(biāo)對(duì)買(mǎi)方了解更多時(shí)，買(mǎi)方股票支付比例更高，也意味著目標(biāo)一方的逆向選擇比收購(gòu)者一方的機(jī)會(huì)主義更重要[20]。目標(biāo)公司并非根據(jù)市場(chǎng)的錯(cuò)誤定價(jià)，而是根據(jù)理性的預(yù)測(cè)衡量并購(gòu)公司的股價(jià)信息，收購(gòu)目標(biāo)對(duì)并購(gòu)方的信息了解越多，并購(gòu)方使用估價(jià)過(guò)高的股票支付對(duì)價(jià)的可能性越低。公司的并購(gòu)支付選擇在理性支付和機(jī)會(huì)主義下有不同的假設(shè)，但都是根據(jù)同一個(gè)信息結(jié)構(gòu)做出的預(yù)測(cè)，不用考慮市場(chǎng)估值誤差的衡量影響。對(duì)此，本文提出假設(shè)1。

H1：目標(biāo)公司獲取的買(mǎi)方信息越多，雙方信息不對(duì)稱(chēng)程度越小，并購(gòu)支付中股票支付的比例越高。

近年一些文獻(xiàn)開(kāi)始關(guān)注股票流動(dòng)性與公司治理和公司行為之間的關(guān)系。股票流動(dòng)性可以促進(jìn)信息的產(chǎn)生，減少內(nèi)部人員與外部人員之間的信息不對(duì)稱(chēng)。股票的信息含量對(duì)企業(yè)的投資決策產(chǎn)生積極影響，知情投資者在決定其交易策略時(shí)考慮其交易行為對(duì)管理者行為的影響，使股票價(jià)格對(duì)公司經(jīng)理人員和其他利益相關(guān)者更具信息含量，能帶來(lái)私有信息收益的增加，從而提升股價(jià)的信息含量[21]。根據(jù)知情交易者模型，股票流動(dòng)性有助于釋放知情方隱藏在股價(jià)中的私人信息[22]。但是顧乃康采用高頻數(shù)據(jù)構(gòu)造相對(duì)有效價(jià)差和相對(duì)報(bào)價(jià)價(jià)差衡量股票流動(dòng)性，發(fā)現(xiàn)股票流動(dòng)性與股價(jià)信息含量呈倒U型關(guān)系，隨著流動(dòng)性的不斷增加，獲取私有信息的成本不斷增加，此時(shí)股價(jià)中的信息含量可能會(huì)減少[23]。投資者普遍偏好流動(dòng)性高的股票[24]。高的股票流動(dòng)性可以促使公司發(fā)行股票融資，提升公司的投資水平[25]。股票流動(dòng)性可以強(qiáng)化大股東監(jiān)督，提升股價(jià)信息含量，增加CEO薪酬股價(jià)敏感性等機(jī)制降低代理成本[26]。股票流動(dòng)性有助于強(qiáng)化大股東的退出威脅，從而限制經(jīng)理人機(jī)會(huì)主義行為[28]。因此本文認(rèn)為股票流動(dòng)性可以促進(jìn)信息的產(chǎn)生，可以作為信息的一種外部替代機(jī)制，彌補(bǔ)內(nèi)部人員與外部人員之間的信息不對(duì)稱(chēng)。據(jù)此，本文提出假設(shè)2。

H2：股票流動(dòng)性可以彌補(bǔ)交易雙方的信息不對(duì)稱(chēng)，股票流動(dòng)性越高的公司，并購(gòu)支付中股票支付的比例越高。

三、研究設(shè)計(jì)

(一)并購(gòu)樣本選擇標(biāo)準(zhǔn)

本文選取在滬、深交易所上市的首次公告日在2006～2017年期間的并購(gòu)交易事件作為初始樣本(共計(jì)31827個(gè)交易事件)。本文衡量信息不對(duì)稱(chēng)和股票流動(dòng)性，選取完全現(xiàn)金、完全股票和現(xiàn)金股票混合支付的并購(gòu)事件作為樣本，其他支付方式不予考慮。本文對(duì)初始研究樣本采取如下處理程序：(1)要求并購(gòu)方的交易地位為買(mǎi)方；(2)剔除并購(gòu)方屬于金融業(yè)的數(shù)據(jù)；(3)對(duì)于同一公司在同一年完成多起并購(gòu)，僅保留公司在當(dāng)年所完成的第一起并購(gòu)，降低不同并購(gòu)事件間的影響；(4)并購(gòu)交易的金額要大于等于5000萬(wàn)元，控制并購(gòu)方的資產(chǎn)規(guī)模和并購(gòu)交易規(guī)模，同時(shí)也可以剔除較小值對(duì)結(jié)論可靠性的影響[1]；(5)剔除了非交易成功的并購(gòu)樣本;(6)剔除ST、PT的并購(gòu)上市公司；(7)僅保留并購(gòu)方為滬深兩市A股上市公司。通過(guò)篩選和調(diào)整最后得到樣本為2111家上市公司的4845個(gè)并購(gòu)事件。

(二)變量定義

1.信息不對(duì)稱(chēng)

本文根據(jù)應(yīng)計(jì)盈余衡量公司的信息披露質(zhì)量，作為并購(gòu)公司和目標(biāo)公司信息不對(duì)稱(chēng)的代理變量。在Jones(1991)估計(jì)模型的基礎(chǔ)上，通過(guò)截面數(shù)據(jù)分年度、行業(yè)對(duì)目標(biāo)公司并購(gòu)前一年的異常操縱性應(yīng)計(jì)進(jìn)行估計(jì)，此模型回歸得出的殘差即為操縱性應(yīng)計(jì)利潤(rùn)AM，以此來(lái)衡量應(yīng)計(jì)項(xiàng)盈余管理水平。該指標(biāo)越小，表明公司的信息披露質(zhì)量越好，信息不對(duì)稱(chēng)程度越小。

Accrualst/At-1=β0+β1/At-1+β2((ΔSt-ΔRECt)/At-1)+β3PPEt/At-1+εt

(1)

其中， Accrualst為公司第t年凈利潤(rùn)與第t年經(jīng)營(yíng)現(xiàn)金流之差； At-1為第t-1年總資產(chǎn)；ΔSt為公司在第t年相比于上一年主營(yíng)業(yè)務(wù)收入的變化額；ΔRECt為公司在第t年相比于上一年應(yīng)收賬款變化額； PPEt為公司第t年固定資產(chǎn)凈額。

同時(shí)本文也根據(jù)投資決策和交易特征衡量交易雙方的信息不對(duì)稱(chēng)。在談判之前并購(gòu)公司公開(kāi)增發(fā)新股和關(guān)聯(lián)交易，目標(biāo)公司也能獲得與估值相關(guān)的信息。RecentSEO是一個(gè)虛擬變量，表明投標(biāo)人在投標(biāo)前的18個(gè)月中進(jìn)行了新股發(fā)行。新股發(fā)行反映的信息提高了目標(biāo)公司對(duì)投標(biāo)人股票的估值能力，并購(gòu)公司支付過(guò)高的股票難度增加。市場(chǎng)對(duì)企業(yè)增發(fā)新股信息的反應(yīng)本身就可以減少投標(biāo)人股票的錯(cuò)誤定價(jià)。Relationship也是虛擬變量，表明并購(gòu)雙方的交易活動(dòng)是否是關(guān)聯(lián)交易。如果交易雙方存在關(guān)聯(lián)關(guān)系，投資活動(dòng)缺乏理性，影響支付方式的選擇。

2.股票流動(dòng)性

本文采用Amihud(2002)[24]的流動(dòng)性匱乏指標(biāo)(Liq)衡量股票流動(dòng)性，Liq越高，單位成交金額對(duì)價(jià)格的沖擊就越大，表明股票流動(dòng)性越低，反之亦然。由于該指標(biāo)的計(jì)算結(jié)果非常小，為方便研究，將其放大109倍。其中，Ri,j和Vi,j分別代表公司i在第j個(gè)交易日的收益率和成交金額，Nt是股票i在第t年的有效交易天數(shù)。

(2)

(三)模型設(shè)定

本文借鑒 Karampatsas 等(2014)[29]的方法使用 Tobit 模型和Probit 模型進(jìn)行回歸分析。在Tobit 模型回歸中，我們使用全樣本回歸，股份支付對(duì)價(jià)與并購(gòu)支付總對(duì)價(jià)之間的比率作為被解釋變量，取值介于[0,1]之間，該比率為0，代表純現(xiàn)金支付，該比率為 1，代表純股份支付。在Probit模型回歸中，現(xiàn)金支付作為參照方案，股票支付和混合支付進(jìn)行回歸分析。為了檢驗(yàn)信息不對(duì)稱(chēng)和股票流動(dòng)性對(duì)并購(gòu)公司的支付方式的影響，構(gòu)建如下回歸分析模型：

Payment=β0+β1AM+β2RecentSEO+β3Relationship+β4Liq+β5CONTROL+∑Year+∑Industry+ε

(3)

表1 變量定義

其中CONTROL為本文主要考慮的控制變量，包括公司特征變量和交易特征變量?jī)深?lèi)分別為公司規(guī)模(Size)、資產(chǎn)負(fù)債率(Leverage)、現(xiàn)金持有水平(Cashholding)、投資機(jī)會(huì)(M/B)、股權(quán)集中度(Concentration)、公司分紅(Dividend)、固定資產(chǎn)比例(Fix)、盈利能力(Profit)。其中公司特征控制變量均使用并購(gòu)公告前1年末的數(shù)值。此外，還加入了行業(yè)控制變量(中國(guó)證監(jiān)會(huì)2012年行業(yè)分類(lèi))以及年度控制變量。變量定義見(jiàn)表1。

四、假設(shè)檢驗(yàn)與結(jié)果分析

(一)描述性分析

表2列示了并購(gòu)支付方式的分布情況。在4845個(gè)并購(gòu)樣本中，采用現(xiàn)金支付有3035起，占比62.64%；股票支付有1187起，占比24.50%；混合及其他支付方式有623起，占比12.86%?，F(xiàn)金、股票和混合支付的企業(yè)樣本呈現(xiàn)出顯著不同的年度分布特征，在2013年和2014年，混合支付的比例驟然增加(4.1倍和1.76倍)，此后維持在一個(gè)比較均衡的水平上。與西方國(guó)家多樣化的并購(gòu)支付方式不同，中國(guó)并購(gòu)事件逐年遞增，呈現(xiàn)出以現(xiàn)金支付為主導(dǎo)的并購(gòu)支付方式，完全股票支付的比例趨于下降，但現(xiàn)金股票混合支付的比例趨于上升。

表2 并購(gòu)支付方式年度分布

表3 變量描述性分析

表3提供了主要變量的基本統(tǒng)計(jì)量，據(jù)此可獲取有關(guān)變量分布情況的基本信息。變量Payment的均值為 0.284，表明樣本公司并購(gòu)支付方式中股票支付的比重平均為28.4%。從全樣本來(lái)看， AM的均值為0.00146，中位數(shù)-0.00119，并購(gòu)公司的會(huì)計(jì)信息披露存在較大的差異，交易雙方的信息不對(duì)稱(chēng)也顯著不同。RecentSEO和Relationship的均值和中位數(shù)存在較大的差異，再次表明并購(gòu)交易雙方存在明顯的信息不對(duì)稱(chēng)。Liq的平均值為0.76，中位數(shù)0.356，不同的企業(yè)股票流動(dòng)性存在明顯差異且流動(dòng)性普遍不高。對(duì)于現(xiàn)金和股票分組樣本，現(xiàn)金支付公司的信息不對(duì)稱(chēng)變量AM的均值高于股票支付組，即買(mǎi)賣(mài)雙方信息不對(duì)稱(chēng)越小，并購(gòu)中越傾向于選擇股票支付。股份支付公司的股票流動(dòng)性變量Liq的均值高于現(xiàn)金支付組，表明上市公司股票流動(dòng)性越大，并購(gòu)中越傾向于選擇股票支付，初步支持本文的研究假設(shè)。

(二)相關(guān)性分析

表4提供了主要變量間的相關(guān)系數(shù)。AM與Payment的相關(guān)系數(shù)為-0.01，雖然不顯著，也表明信息不對(duì)稱(chēng)越小，其并購(gòu)支付方式越傾向于股份支付。RecentSEO和Relationship與Payment在1%的水平上顯著，相關(guān)系數(shù)分別為0.134和0.225，說(shuō)明企業(yè)公開(kāi)發(fā)行新股和關(guān)聯(lián)交易能使目標(biāo)公司獲得更多的信息，縮小交易雙方的信息不對(duì)稱(chēng)，并購(gòu)公司傾向于股份支付，而過(guò)去的并購(gòu)事件并不能減輕交易雙方的信息不對(duì)稱(chēng)。Liq與Payment顯著正相關(guān)，與信息不對(duì)稱(chēng)代理變量AM不存在相關(guān)關(guān)系，假設(shè)2未得到驗(yàn)證。而其他各變量的相關(guān)系數(shù)均較小，變量之間的相關(guān)度并不高，說(shuō)明回歸模型的共線(xiàn)性問(wèn)題可能并不嚴(yán)重。

表4 相關(guān)性分析

注:***、**、*分別表示統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)的顯著性水平為 1%、5% 、10%.

(三)多元回歸分析

本部分沿用回歸模型對(duì)信息不對(duì)稱(chēng)和股票流動(dòng)性與并購(gòu)支付方式的關(guān)系進(jìn)行分析。表 5 為T(mén)obit分布回歸結(jié)果，列示了影響上市公司并購(gòu)支付方式選擇因素的回歸結(jié)果。變量AM的系數(shù)均為負(fù)，表明并購(gòu)雙方公司信息不對(duì)稱(chēng)程度越小，其在并購(gòu)支付方式選擇上越傾向股份支付，但并不顯著。而其他的信息不對(duì)稱(chēng)代理變量，增發(fā)新股和關(guān)聯(lián)交易的系數(shù)卻顯著為正，也證明信息不對(duì)稱(chēng)程度越小，支付方式越傾向于股份支付。這說(shuō)明，并購(gòu)公司內(nèi)部會(huì)計(jì)信息的披露并不顯著影響支付方式的選擇，而資本市場(chǎng)反映的信息顯著影響支付方式。這可能與我國(guó)復(fù)雜的股票發(fā)行審批程序、信息披露環(huán)境和股票市場(chǎng)背景有關(guān)。在第三步回歸分析中，控制行業(yè)和時(shí)間變量后模型引入股票流動(dòng)性變量，與支付方式Payment顯著正相關(guān)。第四步在第三步的基礎(chǔ)上，又引入AM*Liq的交乘項(xiàng)，股票流動(dòng)性的系數(shù)仍然顯著為正，交乘項(xiàng)AM*Liq的系數(shù)不顯著為負(fù)。這表明股票流動(dòng)性顯著影響支付方式的選擇，相對(duì)于低股票流動(dòng)性的公司而言，高股票流動(dòng)性的公司傾向于選擇股份支付。

表5 并購(gòu)支付Tobit回歸分析

注:***、**、*分別表示統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)的顯著性水平為 1%、5%、10%.

表6采用 Probit 模型來(lái)考察信息不對(duì)稱(chēng)與并購(gòu)支付方式之間的關(guān)系，其中被解釋變量為完全股票支付和混合支付。從回歸結(jié)果可以看出，解釋變量信息不對(duì)稱(chēng)AM的系數(shù)為負(fù)，但不顯著，增發(fā)新股和關(guān)聯(lián)交易的系數(shù)顯著為正。與Tobit的回歸結(jié)果一致，股票流動(dòng)性的系數(shù)仍然顯著為正，交乘項(xiàng)AM*Liq的系數(shù)不顯著為負(fù)。Tobit和Probit的回歸結(jié)果說(shuō)明，并購(gòu)公司內(nèi)部財(cái)務(wù)信息披露的信息不對(duì)稱(chēng)并不影響支付方式的選擇，市場(chǎng)信息顯著正向影響并購(gòu)支付方式的選擇，高股票流動(dòng)性的公司傾向于現(xiàn)金支付，股票流動(dòng)性對(duì)信息不對(duì)稱(chēng)是否具有替代機(jī)制本文尚未得到驗(yàn)證。

表6 并購(gòu)支付Tobit回歸分析

注:***、**、*分別表示統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)的顯著性水平為 1%、5% 、10%.

五、總 結(jié)

本文選取了2006～2017年的中國(guó)A股上市公司并購(gòu)事件作為研究樣本，以并購(gòu)方的非正常收益衡量信息不對(duì)稱(chēng)程度，以并購(gòu)對(duì)價(jià)中股票支付的比例度量支付方式，考察信息不對(duì)稱(chēng)對(duì)并購(gòu)支付方式的影響。結(jié)果發(fā)現(xiàn)：第一，信息不對(duì)稱(chēng)與并購(gòu)支付存在一種負(fù)向的關(guān)系，信息不對(duì)稱(chēng)越小，并購(gòu)公司越傾向于股票支付。第二，股票流動(dòng)性與支付方式存在負(fù)向關(guān)系，高股票流動(dòng)性的公司傾向于現(xiàn)金支付。本文雖然得到信息不對(duì)稱(chēng)與股票支付存在負(fù)向關(guān)系，但是并不顯著。信息不對(duì)稱(chēng)受多種因素的影響，非正常收益衡量信息不對(duì)稱(chēng)程度，模型可能存在重要的遺漏變量，導(dǎo)致結(jié)果偏離預(yù)期假設(shè)，這些不足有待在以后的研究中加以改進(jìn)。