馬悅 周莎

摘 要：上市公司通過并購來實現(xiàn)資本增值，同時擴大企業(yè)規(guī)模，但很多公司并購業(yè)績增長并不穩(wěn)定。本文選取于2014年-2016年成功完成并購的中小板和創(chuàng)業(yè)板收購公司（主并購方）作為研究對象采用描述性統(tǒng)計、相關性分析和回歸結果分析法對企業(yè)并購績效進行研究分析。

關鍵詞：上市公司;關聯(lián)交易;并購績效;企業(yè)并購

本文將我國上市公司與關聯(lián)企業(yè)之間的利益轉移作為研究對象，分析了關聯(lián)交易對上市公司績效產生的作用，繼而對交易中出現(xiàn)的不公平現(xiàn)象找到合理的解決方法。確保國內市場資源的合理分配，加強相關利益落實，促進資本市場的蓬勃成長。

一、相關理論研究

1.關聯(lián)交易的相關研究

關聯(lián)交易是公司關聯(lián)方之間的交易，通常發(fā)生在上市公司的業(yè)務活動中，但很容易產生不公平的結果。關聯(lián)交易所引起的交易成本的降低和安全性和效率的提高，超出了其他一般交易的預期。但同時，依靠關聯(lián)交易進行利益輸送，不但會占用公司資產、侵犯債權人的應有利益，也會破壞證券市場的合理秩序。

2.并購績效的相關研究

并購績效是指目標企業(yè)在完成并購后合并為并購時，并購的初心和效率。并購能否成功，并購能否發(fā)揮預想的協(xié)同效應，并購能否達到目標，并購能否推動資源的有效配置，都與績效評價有關。

二、研究設計

1.研究假設

本文認為，基于大股東掏空機制和風險分散理論，上市公司有可能出于保殼目的利用資本市場信息的嚴重不對稱性，進行利潤操縱及報表篡改，分散自身風險、為實現(xiàn)個人利益進行收購和兼并活動，可能對企業(yè)的并購績效產生負面影響?；谝陨戏治鎏岢鋈缦录僭O：

H1：關聯(lián)交易與并購績效呈負相關

2.數(shù)據(jù)來源與樣本選擇

本文選取于2014年-2016年成功完成并購交易的中小板和創(chuàng)業(yè)板收購公司為樣本進行研究分析。選取并購前后公司績效的變化量對并購績效進行評價，本文研究涵蓋樣本自2013年-2017年的財務數(shù)據(jù)和公司信息，并按照以下要求進行篩選：

（1）并購完成日在2016年12月31日之前;（2）如果一家公司在一年之內發(fā)生超過一次并購事件，則選擇首次公告日最早的并購事件;（3）選擇交易標的是股權的樣本;（4）選擇并購類型是資產收購的樣本;（5）剔除在2013年-2017年期間出現(xiàn)ST和*ST的上市公司;（6）為提高研究的準確性，選擇并購價格在5億以上的并購;（7）剔除并購方是金融類的上市公司;篩選出205起并購實例。

3.變量的選擇

（1）被解釋變量

本文選擇總資產收益率（ROA）來衡量并購績效，用并購方并購公告日后一年的ROA減去并購前一年的ROA來表示并購績效，用△ROA=（ROA1-ROA0）表示。

（2）解釋變量

根據(jù)以上提出的假設，此處的解釋變量為關聯(lián)交易，交易事件買賣方涉及關聯(lián)交易（RPT）。取值分為兩類：1代表上市公司并購中存在關聯(lián)交易，0代表上市公司并購中不存在關聯(lián)交易。

（3）控制變量

a.盈利能力

上市公司并購前后盈利情況的變化是衡量并購質量的重要指標之一。因此，本文選取每股收益（EPS）作為控制變量反映公司的獲利能力。該比率是分析每股價值的基本指標，反映了每股產生的稅后利潤，比率越高，創(chuàng)造的利潤就越多。

b.資產負債率

根據(jù)MM定理，企業(yè)資產負債率偏高則表示該企業(yè)負債比重較大，很可能導致財務風險過高;企業(yè)資產負債的率偏低則表示該企業(yè)借入資金較少，企業(yè)并未合理使用資源與杠桿。因此，公司的資產負債率將影響并購業(yè)績。本文選取資產負債率（ALR）作為控制變量來衡量并購中財務風險變動情況。

c.營運能力

是指公司對其自身資產的使用和管理的能力。企業(yè)生產經營過程是利用資產獲取利潤的過程。對營運能力進行分析，能夠掌握企業(yè)資產的保值和增值現(xiàn)狀。本文選用總資產周轉率（TATO）作為控制變量，分析企業(yè)全部資產的使用效率。

d.成長能力

基于生命周期理論，成長能力的變化表明企業(yè)處于不同時期，企業(yè)的成長能力高低將會影響并購績效。本文選取總資產增長率（TAGR）作為控制變量，分析企業(yè)資產擴張規(guī)模，以衡量企業(yè)的并購。

4.模型構建

△ROA=β0+β1RPT+β2EPS+β3ALR+β4TATO+β5TAGR+εi（1）

本文通過構建上述模型來檢驗關聯(lián)交易條件下上市公司并購績效存在的關系。其中，β0為常數(shù)項，βi是各解釋變量和控制變量的系數(shù)，εi為隨機干擾項（i=1，2，3，4，5）。

三、實證檢驗及結果分析

1.描述性統(tǒng)計

本文從2014年-2016年完成并購事項的中小板和創(chuàng)業(yè)板上市公司中篩選出了205起并購事件。從CSMAR數(shù)據(jù)庫中導出并計算出各樣本對應年度的被解釋變量和解釋變量。首先，對這205個樣本數(shù)據(jù)的基本情況進行描述性統(tǒng)計。

表2的描述性統(tǒng)計表表明，關聯(lián)交易與企業(yè)并購績效的主要變量間存在以下規(guī)律。在并購績效（ROA）方面，平均數(shù)為0.003516，其中最大值和最小值分別為0.347682、-0.862303，極值差異較大，標準差為0.082889，說明樣本數(shù)據(jù)總體波動較小。在關聯(lián)交易（RPT）方面，平均數(shù)為0.453659，樣本中45%的上市公司在并購活動中存在關聯(lián)交易。在每股收益（EPS）方面，平均數(shù)為0.303584，其中最大值為與最小值分為2.991384和-1.32495，標準差為0.365533，數(shù)值較小，說明大部分數(shù)據(jù)都在平均數(shù)上下，企業(yè)盈利能力總體較好。在資產負債率（ALR）方面，平均數(shù)為0.337283，表明樣本公司的資產負債率較合理，企業(yè)的財務風險較低。在總資產周轉率（TATO）方面，平均數(shù)為0.369572，標準差為0.304543，數(shù)據(jù)波動較小。由于極值的存在會影響結果，因此應適當剔除特殊值。在總資產增長率（TAGR）方面，均值為1.668969，極值之間差異較大，同時，標準差2.360363也處于較高水平，說明該組數(shù)據(jù)波動較大，對于存在的極端數(shù)值應予以剔除。

2.相關性分析

表3對各主要變量進行相關性分析檢驗，驗證數(shù)據(jù)間相關關系，證明數(shù)據(jù)間的有效性。

表3證明樣本主要變量間的相關系數(shù)均小于0.8，且多數(shù)小于0.2，表明樣本各變量間不存在嚴重的多重共線性，模型（3.1）的各變量相關性效果較好。并購績效（ROA）與關聯(lián)交易（RPT）呈負相關關系，表明上市公司并購績效與關聯(lián)交易呈負相關;每股收益（EPS）、總資產周轉率（TATO）及總資產增長率（TAGR）與企業(yè)并購績效表現(xiàn)為正相關關系;資產負債率（ALR）與企業(yè)并購績效表現(xiàn)為負相關關系。相關性分析已經可以初步驗證研究假設，為了更加清楚地直觀反映研究假設的結果，證實研究假設，還需要應用多元回歸分析的研究方法。

3.回歸結果分析

表4在上述描述性統(tǒng)計與相關性檢驗的基礎上，為了進一步驗證假設1，對關聯(lián)交易與上市公司并購績效間的關系進行多元回歸分析。

表4的回歸結果表明，關聯(lián)交易系數(shù)為-0.0312，通過了t檢驗，在1%的顯著性水平下顯著。由此驗證了假設1，并購績效與關聯(lián)交易呈負相關。

企業(yè)并購中的關聯(lián)交易目的是有效降低交易成本，降低與關聯(lián)方的溝通成本，增強市場競爭力，最終提高并購效率。然而許多上市公司為了解決燃眉之急，一般會通過進行并購來操縱公司利潤，導致投機性明顯。越來越多經營不善的上市公司為了使公司績效短期內得到提升，利用關聯(lián)交易的投機性與關聯(lián)方進行并購。通過數(shù)據(jù)分析發(fā)現(xiàn)掏空與支持產生的動機與控股股東的持股占比密不可分，占比較少的控股股東容易產生較為強烈的“掏空”動機，同時在與業(yè)績優(yōu)良公司的關聯(lián)并購中，持股比例較大的股東產生明顯的掏空動機，從而侵害中小股東的利益。所以關聯(lián)并購并沒有提高上市公司的業(yè)績，盡管是控股股東利用關聯(lián)并購提高其控股公司的財務績效，也只是曇花一現(xiàn)。

四、建議與結論

1.建議

（1）公司層面

為了改變控制和治理結構，公司需要改善其股權結構?？偟膩碚f，中國上市公司的并購問題主要源于中國“一大股”的所有權結構，這種現(xiàn)象讓中小股東自己應有的權益被侵犯，要解決并購中產生的此類問題，就不得不重新規(guī)劃現(xiàn)有上市公司的股權結構。例如，政府減持國有股，降低其股權比例。

當上市公司的所有權有所分散時，控制權市場開始被激活。這時，陸續(xù)產生新的委托-代理問題、職業(yè)道德缺失等問題的爆發(fā)必定會使治理難上加難，所以，上市公司應該逐漸完善董事會機制，不斷加強董事的獨立性。

（2）政府層面

我國政府應加強對關聯(lián)交易的監(jiān)管力度，抑制其中的非市場行為，逐漸完善關聯(lián)交易的信息披露制度和資本市場的法律法規(guī)，重點防范由于上市公司不合規(guī)的并購信息披露公示所引起的股價大波動情況。政府要對關聯(lián)雙方的并購行為作出嚴格的規(guī)定，不僅要管制非法關聯(lián)交易行為，而且要大力降低關聯(lián)交易對并購績效的消極作用，以保證涉及關聯(lián)交易的企業(yè)并購，沒有破壞市場經濟原則，也沒有侵害投資者的合法權益。

2.結論

研究發(fā)現(xiàn)，關聯(lián)并購對績效的影響是不平穩(wěn)的，在并購當年上市公司績效會表現(xiàn)為提升，但是之后的幾年，公司績效發(fā)生了顯著降低，最終形成不利表現(xiàn)。并購活動對被并購公司的股東利益沒有產生較大影響，而在一些存在股權轉移的并購中，公司股東利益會出現(xiàn)短暫上漲，隨后又開始回落，并購公司的高管持股比例越高，則并購績效越低，體現(xiàn)出管理層持股并不能有效改善委托-代理問題。對比發(fā)生關聯(lián)交易與未發(fā)生關聯(lián)交易的并購事件，前者在并購當年對公司績效有較強的推動作用，然而這種正面影響無法維持，后期業(yè)績表現(xiàn)出不同幅度的下降。引起這種情況的重要動因是我國上市公司的許多關聯(lián)交易不是為了尋求利潤，所以關聯(lián)并購無法有效提高企業(yè)的整體績效。

參考文獻：

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