賈釗澤

（新疆財(cái)經(jīng)大學(xué) 工商管理學(xué)院，新疆 烏魯木齊 830012）

一、引言

近年來(lái)我們國(guó)家并購(gòu)事件已經(jīng)成為企業(yè)擴(kuò)張，快速有效進(jìn)入新領(lǐng)域、新行業(yè)的有效途徑。尤其今年來(lái)我國(guó)互聯(lián)網(wǎng)的發(fā)展，使得新行業(yè)新領(lǐng)域不斷出現(xiàn)，因此并購(gòu)又掀起了新的浪潮。

隨著我國(guó)資本市場(chǎng)的發(fā)展，并購(gòu)已經(jīng)成為企業(yè)擴(kuò)大規(guī)模、產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型的重要途徑之一。然而并購(gòu)是否成功卻受到諸多因素的影響，如并購(gòu)對(duì)象的選擇、支付方式、股權(quán)結(jié)構(gòu)、融資約束等等。當(dāng)然所有的主并公司在進(jìn)行并購(gòu)時(shí)并非都資金充足，對(duì)于部分企業(yè)融資約束也是很多主并公司不得不面對(duì)的問(wèn)題。而對(duì)于并購(gòu)績(jī)效來(lái)說(shuō)，分為短期績(jī)效和長(zhǎng)期績(jī)效。短期績(jī)效以并購(gòu)事件發(fā)生時(shí)的股價(jià)為基礎(chǔ)來(lái)研究并購(gòu)事件的影響，長(zhǎng)期績(jī)效則衡量的是并購(gòu)三年左右主并方整合和發(fā)展情況。因此本文在此基礎(chǔ)上研究存在融資約束的公司對(duì)并購(gòu)短期績(jī)效和長(zhǎng)期績(jī)效的影響研究。

二、假設(shè)研究與模型構(gòu)建

（一）假設(shè)研究

1.融資約束對(duì)短期并購(gòu)績(jī)效的影響

Almeida（2004）和Campello（2010）研究表明，融資約束程度高的企業(yè)傾向于具有高利潤(rùn)的投資企業(yè)，但是為了維持企業(yè)內(nèi)部市場(chǎng)的固定資金需求，以及預(yù)防企業(yè)高位低谷期，企業(yè)選取放棄高利潤(rùn)的投資機(jī)遇[1,2]。并且融資約束企業(yè)在進(jìn)行投資時(shí)，市場(chǎng)反饋出不利企業(yè)的信息，進(jìn)而造成投資者對(duì)主并企業(yè)信心不足，進(jìn)而不但不會(huì)因?yàn)椴①?gòu)消息的釋放形成股價(jià)上漲，反倒會(huì)因?yàn)槿谫Y約束導(dǎo)致股價(jià)下降。因此，本文提出假設(shè)：

H1：融資約束對(duì)短期并購(gòu)績(jī)效產(chǎn)生負(fù)向影響

2.融資約束對(duì)并購(gòu)績(jī)效的影響

根據(jù)自由現(xiàn)金流的代理成本理論，融資約束的企業(yè)管理層控制的自由現(xiàn)金流量較少，管理層在面臨突發(fā)事件時(shí)可供其調(diào)用的現(xiàn)金流量較少，管理層的控制權(quán)降低，代理成本將降低，最終會(huì)提升企業(yè)的價(jià)值[3]。存在融資約束的公司，面臨的外源融資成本較高，內(nèi)部可調(diào)動(dòng)資金較少，所以管理層在面臨融資約束時(shí)做出并購(gòu)決策將更加謹(jǐn)慎。無(wú)融資約束企業(yè)的管理層卻有更多的可支配現(xiàn)金流，面臨投資機(jī)會(huì)時(shí)，容易過(guò)度投資，從而降低企業(yè)的投資績(jī)效。因此，提出本文假設(shè)：

H2:融資約束和并購(gòu)績(jī)效是正相關(guān)關(guān)系，融資約束程度越高并購(gòu)績(jī)效越高

（二）模型構(gòu)建

1.檢驗(yàn)假設(shè)一設(shè)計(jì)模型1如下：

2.檢驗(yàn)假設(shè)二設(shè)計(jì)模型2如下：

三、研究設(shè)計(jì)

（一）變量選擇

本文的變量主要有被解釋變量、解釋變量和控制變量。被解釋變量為并購(gòu)績(jī)效，本文將并購(gòu)績(jī)效分為長(zhǎng)期績(jī)效和短期績(jī)效分別進(jìn)行衡量和回歸分析。解釋變量為融資約束，本文選擇況文學(xué)（2010）融資約束模型對(duì)融資約束進(jìn)行度量?？刂谱兞繛榈谝淮蠊蓶|持股比例、資產(chǎn)負(fù)債率、國(guó)有股比例和相對(duì)交易規(guī)模。

表3-1 變量名稱表

（二）變量的衡量

1.短期并購(gòu)績(jī)效的度量

并購(gòu)短期績(jī)效的測(cè)量采用基于事件研究法的累計(jì)異常收益率（CAR）進(jìn)行衡量。事件研究法作為金融實(shí)證研究的主要方法之一，被我國(guó)學(xué)者所廣泛使用（張新，2003；洪道麟，2006）[4,5]。該方法可以直接放映事件前后股東財(cái)富的變化，也能過(guò)避免因會(huì)計(jì)利潤(rùn)指標(biāo)易受干擾和操縱，造成無(wú)法有效衡量并購(gòu)績(jī)效的問(wèn)題。

首先，本文使用累計(jì)超額收益率（CAR）作為并購(gòu)績(jī)效指標(biāo)，測(cè)量并購(gòu)首次公告日當(dāng)天及前后30天的股票價(jià)格的累計(jì)超額收益。具體計(jì)算方法為：首先運(yùn)用市場(chǎng)模型法，即其中代表t時(shí)刻考慮現(xiàn)金紅利在投資的股票i的日收益率；代表t時(shí)刻考慮現(xiàn)金紅利在再投資的分市場(chǎng)m的日收益率，選取并購(gòu)首次公告日前后150交易日，至宣告日前30個(gè)交易日作為該模型的估計(jì)區(qū)間，計(jì)算出并購(gòu)首次公告日前后30個(gè)交易日的預(yù)期收益。然后，利用首次宣告日前后30個(gè)交易日的實(shí)際收益減去相應(yīng)的預(yù)期收益。然后，利用并購(gòu)首次宣告日前后30個(gè)交易日實(shí)際收益減去相應(yīng)的預(yù)期收益，計(jì)算并購(gòu)首次宣告日前后30天的日常收益（AR）。最后將并購(gòu)宣告日前后30天的異常收益加總，得到60天累計(jì)超額收益CAR。

2.長(zhǎng)期并購(gòu)績(jī)效的度量

長(zhǎng)期持有超常收益（BHAR）代表購(gòu)買(mǎi)公司股票并一直持有到考察期結(jié)束，公司股票收益率超過(guò)市場(chǎng)組合或?qū)?yīng)組合收益率的大小。對(duì)于 BHAR的測(cè)量，本文借鑒相關(guān)研究，計(jì)算并購(gòu)公司i從并購(gòu)首次宣告當(dāng)月開(kāi)始至并購(gòu)后60個(gè)月的 BHAR，公式下：

其中，Ri,t，代表并購(gòu)公司i在t月的股票收益率，Rp,t代表對(duì)應(yīng)組合的等權(quán)月收益率，t=0-60，t=0代表并購(gòu)首次宣告當(dāng)月，t=1 代表并購(gòu)后一個(gè)月，以此類(lèi)推。

3.融資約束指數(shù)的度量

國(guó)內(nèi)外學(xué)者對(duì)融資約束的度量建立了很多指數(shù)。Kaplan and Zingales（1997）通過(guò)多個(gè)財(cái)務(wù)指標(biāo)做Logit回歸建立了KZ指數(shù)[4]。況文學(xué)等（2010）用通過(guò)財(cái)務(wù)指標(biāo)做Logit回歸來(lái)構(gòu)建融資約束指數(shù)，其使用于中國(guó)資本市場(chǎng)[6]。故本文選擇況文學(xué)等（2010）建立的融資約束指數(shù)來(lái)衡量主并公司的融資約束狀況。LFC指數(shù)的方程如下：

表3-2 LFC函數(shù)的變量定義表

（三）數(shù)據(jù)來(lái)源與樣本篩選

本文選取2009-2012年發(fā)生的并購(gòu)事件為研究對(duì)象，并購(gòu)事件數(shù)據(jù)來(lái)源為CSMAR中的并購(gòu)數(shù)據(jù)庫(kù)，其他財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)來(lái)源為CSMAR其他數(shù)據(jù)和REEST數(shù)據(jù)庫(kù)。本文篩選條件如下：

第一，提出主并公司為ST、*ST的樣本，因?yàn)镾T、*ST公司本身財(cái)務(wù)存在問(wèn)題，對(duì)并購(gòu)后績(jī)效的研究存在影響。第二，提出金融業(yè)的樣本。第三，交易進(jìn)度為完成并且為成功。第四，同一公司同一年內(nèi)若發(fā)生多起并購(gòu)事件則取并購(gòu)金額最大的事件。

四、實(shí)證結(jié)果分析

（一）描述性統(tǒng)計(jì)

從表4-1可以看出長(zhǎng)期并購(gòu)績(jī)效（BHAR）的平均值為0.023，中位數(shù)為-0.062，最大值為7.326.總體來(lái)說(shuō)，并購(gòu)后的績(jī)效有所提升，但是標(biāo)準(zhǔn)誤為0.471表示不同公司的并購(gòu)績(jī)效差距較大。短期并購(gòu)績(jī)效（CAR）的平均值為-0.04中位數(shù)為-0.019，可知短期并購(gòu)績(jī)效在并購(gòu)后為負(fù)值，可以簡(jiǎn)單初步驗(yàn)證假設(shè)H1成立。融資約束的平均值為0.34，最大值為1，可見(jiàn)大部分公司總體來(lái)說(shuō)還是面臨融資約束的問(wèn)題。

表4-1 描述性統(tǒng)計(jì)

（二）融資約束與并購(gòu)績(jī)效的回歸分析

由表4-2線性回歸分析表第（1）列可知，融資約束系數(shù)為-0.034且在5%水平下顯著，表明融資約束和短期并購(gòu)績(jī)效負(fù)相關(guān)。而并購(gòu)相對(duì)規(guī)模（resize）為-0.048且在1%水平下顯著，表明并購(gòu)的相對(duì)規(guī)模對(duì)并購(gòu)績(jī)效產(chǎn)生顯著影響。并購(gòu)交易規(guī)模和融資約束系數(shù)都為負(fù)，說(shuō)明融資約束會(huì)對(duì)并購(gòu)規(guī)模產(chǎn)生顯著影響，即存在融資約束的公司會(huì)避免采用大規(guī)模并購(gòu)，這也和Tichy（2001）的研究一致。國(guó)有股比例（ps）在模型1中系數(shù)為0.0003，且在1%水平下顯著。出現(xiàn)這種結(jié)果的原因可能是，從短期績(jī)效來(lái)看若為國(guó)有企業(yè)并購(gòu)，加上國(guó)有企業(yè)的社會(huì)責(zé)任和社會(huì)影響，股價(jià)可能會(huì)比民營(yíng)企業(yè)上升更多，因此對(duì)并購(gòu)績(jī)效有正向影響。

由表4-2線性回歸分析表第（2）列可知，融資約束系數(shù)為0.412且在10%水平下顯著，表明融資約束和長(zhǎng)期并購(gòu)績(jī)效正相關(guān)。資產(chǎn)負(fù)債率（lev）系數(shù)為0.043且在1%水平下顯著，表明資產(chǎn)情況對(duì)并購(gòu)績(jī)效有顯著影響。因?yàn)槠髽I(yè)在并購(gòu)后資產(chǎn)、負(fù)債結(jié)構(gòu)也是對(duì)并購(gòu)后資源、戰(zhàn)略整合的反應(yīng)，并購(gòu)前后企業(yè)的這種治理和整合能力越強(qiáng)則并購(gòu)績(jī)效越強(qiáng)。

表4-2 線性回歸分析

結(jié)論

本文以2012-2015年深市、滬市A股上市公司并購(gòu)事件為樣本，研究融資約束對(duì)并購(gòu)短期績(jī)效和并購(gòu)后三年的長(zhǎng)期績(jī)效的影響。研究發(fā)現(xiàn)融資約束對(duì)短期并購(gòu)績(jī)效為負(fù)向影響，對(duì)并購(gòu)長(zhǎng)期績(jī)效卻為正向影響。因?yàn)槿谫Y約束主并方因?yàn)槭芟抻谌谫Y約束更傾向于富有利潤(rùn)的機(jī)會(huì)[7]。而不存在融資約束的公司在進(jìn)行并購(gòu)等重大經(jīng)營(yíng)決策時(shí)，更容易進(jìn)行過(guò)度投資，進(jìn)而降低投資的效率。因此企業(yè)在進(jìn)行并購(gòu)時(shí)應(yīng)當(dāng)謹(jǐn)慎投資，防止過(guò)度投資，提高投資效率。因此企業(yè)應(yīng)依據(jù)自身情況、完善自身結(jié)構(gòu)、關(guān)注企業(yè)的資金流狀況和融資能力，同時(shí)對(duì)于并購(gòu)對(duì)象的選擇應(yīng)更加謹(jǐn)慎。