王艷 許燁琪

(廣東外語外貿(mào)大學會計學院/粵港澳大灣區(qū)會計與經(jīng)濟發(fā)展研究中心，廣東 廣州 510006)

一、引言

近年來，我國資本市場并購重組日趨活躍，企業(yè)并購已經(jīng)成為產(chǎn)權自由交易及資本自由流動的重要實現(xiàn)途徑。已有研究發(fā)現(xiàn)，雖然并購事件前后的市場反應較好(王艷和李善民，2017)，但由于交易定價偏高，多數(shù)并購并不能提高收購方的公司價值(Bhaumik and Selarka，2012)。資本市場數(shù)據(jù)表明，多數(shù)并購事件的并購溢價高達10倍及以上，高溢價并購不是偶然現(xiàn)象，這與收購方的預期收益關系密切(李善民和陳玉罡，2004)。預期收益分為長期收益和短期收益，可以量化為并購長期賬面績效和短期市場績效(王姝勛和董艷，2020)，其中短期市場績效反映的是由于并購事件而產(chǎn)生的市場對收購方未來賬面績效變化的預期，短期市場績效通過事件窗口期的市場超額報酬(cumulative abnormal return，CAR)衡量(翟進步等，2010；鄧可斌和李潔妮，2018)。收購方根據(jù)并購長期賬面績效與短期市場績效預期確定交易定價，而短期市場績效具有預測長期賬面績效和在并購事件宣告窗口期率先體現(xiàn)的特點。在并購交易熱潮下，并購重組門檻不斷降低，會出現(xiàn)更多的高溢價并購事件?？梢?，高溢價并購問題是當今資本市場值得研究的重點與熱點問題之一。

然而，目前國內(nèi)外關于并購溢價影響企業(yè)績效的研究尚未形成統(tǒng)一結(jié)論，部分學者認為高并購溢價會對企業(yè)績效造成損害(Hart and Moore，2008；顏艷旭，2012)，部分學者認為高并購溢價能夠?qū)ζ髽I(yè)績效產(chǎn)生積極影響(白智奇等，2021)。因此，本文擬在控制相關變量的基礎上，考察并購溢價與并購短期市場績效的關系，探討高溢價的績效反應。具體考察如下問題：高并購溢價如何影響并購短期市場績效，以及中國情境下資本市場的追高情緒、吸收合并、商譽和業(yè)績承諾等因素如何影響并購溢價與并購短期市場績效之間的關系。

本文以2001―2019年A股上市公司為研究對象，將事件窗口期細分為并購事件宣告前的窗口期、并購事件宣告后的窗口期以及涵蓋并購事件宣告前后的窗口期，對并購溢價(解釋變量)與并購短期市場績效(被解釋變量)進行回歸分析。研究結(jié)果表明，高溢價并購可以促進并購短期市場績效提升，中國資本市場投資者有追高情緒，吸收合并與股份支付相關且反映了近期資本市場的并購新動態(tài)，換股吸收合并會受到資本市場的青睞，投資者日趨理性看待高商譽、高業(yè)績承諾下的“忽悠式”并購。

本文的主要貢獻體現(xiàn)在：第一，大量研究交易定價與并購價值創(chuàng)造的文獻指出，較高的交易定價溢價不能為收購方股東創(chuàng)造價值(Hunter and Jagtiani，2003；陳仕華和盧昌崇，2013)，并從企業(yè)層面的協(xié)同效應假說、高管層面的委托代理假說和過度自信假說等方面給出了相應解釋。然而，本文發(fā)現(xiàn)并購溢價對并購績效有正向促進效應，這對研究并購溢價與企業(yè)價值創(chuàng)造關系的文獻形成了一定補充(楊威等，2019)。第二，在中國情境下，本文嵌入了資本市場的追高情緒、吸收合并、商譽和業(yè)績承諾等因素的考量。實證研究發(fā)現(xiàn)，高溢價并購影響的主要是高回報率，這說明在我國“新興+轉(zhuǎn)軌”的資本市場中，投資者有追高情緒；吸收合并與股份支付相關，收購方不需要支付大量現(xiàn)金，收購方與目標公司成為一個法人且目標公司原股東能夠保留所有者權益，企業(yè)還可以實現(xiàn)合理避稅，因此吸收合并類并購會受到資本市場的青睞。此外，在經(jīng)歷了2015年A股市場異常波動后，當并購溢價中商譽占比過高時，投資者不再支持并購溢價高的并購交易，市場反應反而越差，這會警示監(jiān)管方及利益相關者要關注商譽暴雷隱患；當并購交易附有業(yè)績承諾時，投資者不會支持高溢價并購，這對打擊內(nèi)幕交易、降低估值風險、緩解逆向選擇風險和保護中小投資者有所裨益。整體而言，本文為規(guī)范并購交易定價和促進資本市場可持續(xù)發(fā)展提供了學理支持和政策參考。

二、理論分析與研究假設

在以往研究中，并購績效被認為是衡量并購交易水平的主要方式，而并購的交易定價是影響企業(yè)并購成功與否的關鍵因素(宋希亮，2014)。根據(jù)有效市場理論，交易定價應當準確全面地反映目標公司資產(chǎn)與未來收益的市場價值，但改革開放40年并購實踐的經(jīng)驗數(shù)據(jù)表明，收購方支付的交易定價往往遠高于目標公司的股票市場價值或公允價值，并購溢價率較高。因此在交易定價與并購績效的關系研究中，有研究者將并購溢價作為交易定價的代理變量，且從市場競爭假說、協(xié)同效應假說、委托代理假說等研究維度論證了并購溢價產(chǎn)生的原因(Bradley et al.，1988；Wang and Xie，2009；呂長江和韓慧博，2014)。此外，Bradley et al.(1988)和Wang and Xie(2009)用并購雙方的并購短期市場績效構建了并購協(xié)同效益的計量模型，對目標公司股東與收購方股東獲得的并購事件宣告窗口期的短期市場績效分別賦予權重，通過構建投資組合模型來測算并購的協(xié)同效益。然而，立足于中國的并購實踐，并購交易大多為上市公司并購非上市公司，目標公司的并購短期市場績效難以有效度量，呂長江和韓慧博(2014)指出可以用目標公司股東獲得的并購溢價與收購方股東獲得的并購短期市場績效，共同構建并購協(xié)同效益的計量模型。

學術文獻和市場經(jīng)驗顯示，不是所有的并購都能為企業(yè)創(chuàng)造價值，收購方支付的交易定價會影響并購中的價值創(chuàng)造(Hunter and Jagtiani，2003；Rhodes-Kropf et al.，2005)。國內(nèi)外的并購實踐證明，并購協(xié)同效應的產(chǎn)生需要十分苛刻的條件，許多公司因此喪失了為獲得并購協(xié)同效應而支付的并購溢價甚至更多(陳曉慧和孫濤，2008)。Hart and Moore(2008)、顏艷旭(2012)考察了并購溢價與并購后企業(yè)績效的關系，發(fā)現(xiàn)高并購溢價會對企業(yè)績效產(chǎn)生負面影響，過高的并購溢價會導致并購后業(yè)績出現(xiàn)衰退甚至虧損。Fu et al.(2013)認為過高的并購溢價是大股東掏空企業(yè)的行為，過高的并購對價將導致公司在并購整合期發(fā)生財務或經(jīng)營危機。此外，趙紅霞(2016)從異地并購的角度分析了并購溢價與企業(yè)績效的影響因素，高遠東等(2021)實證檢驗了投資者情緒在并購溢價對企業(yè)績效的負向關系中所產(chǎn)生的作用，均認為并購交易價格過高會導致并購難以創(chuàng)造價值。

基于上述分析，本文認為并購溢價與并購績效的關系可能處于對立面，基于短期市場績效具有預測長期賬面績效和在并購事件宣告窗口期率先體現(xiàn)的特點(翟進步等，2010)，同時受上述并購協(xié)同效益模型(Bradley et al.，1988；Wang and Xie，2009；呂長江和韓慧博，2014)的啟發(fā)，提出并購溢價影響并購短期市場績效的原假設：

H：控制其他因素影響后，并購溢價率越高，并購短期市場績效越差。

然而，目前國內(nèi)外關于并購溢價影響企業(yè)績效的研究尚未形成統(tǒng)一結(jié)論，Tsyplakov and Zapatero(2019)認為并購雙方的整合需要一定的時間才能完成，只有在并購雙方經(jīng)歷了一個代價高昂且漫長的并購整合期后，才能從合并中獲得協(xié)同效益(Joshi et al.，2020)。Varaiya(1987)認為在并購重組中，并購溢價是并購雙方進行博弈的一個結(jié)果，收購方只有在預期并購會為其帶來經(jīng)濟效益時才會愿意支付超過目標公司公允價值的并購溢價(Hayward and Hambrick，1997)，目標公司股東只有認為并購交易有利可圖時才愿意接受收購方提出的并購條件，較高的并購溢價本身可能就是目標公司質(zhì)量較好的一個信號(李井林等，2014)。優(yōu)質(zhì)資產(chǎn)永遠是稀缺的、備受追捧的，高并購溢價中自然蘊含著目標公司是優(yōu)質(zhì)公司的考量(Rhodes-Kropf and Robinson，2008)。在我國股權分置改革后，股份支付、股份和現(xiàn)金的混合支付已成為交易對價的最主要支付方式，“收購方-目標公司-收購方控股股東-目標公司原股東”四方關系存續(xù)于并購后的集團公司中，交易對價并沒有立即形成企業(yè)的實質(zhì)性現(xiàn)金成本支出，而是轉(zhuǎn)化為戰(zhàn)略投資者的投資，繼續(xù)留存于企業(yè)中支持企業(yè)發(fā)展，這使并購溢價與并購績效從對立面逐漸走向融合。此外，Bhaumik and Selarka(2012)也支持并購事件前后市場反應較好的結(jié)論(王艷和李善民，2017)。因此，并購溢價與并購績效的關系更可能是一個有機體而非對立面。據(jù)此，本文提出并購溢價影響并購短期市場績效的備擇假設：

H：控制其他因素影響后，并購溢價率越高，并購短期市場績效越好。

三、研究設計

(一)樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文選取首次公告日在2001―2019年的滬深交易所上市A股的所有并購事件作為初始樣本。上市公司的相關數(shù)據(jù)及并購交易數(shù)據(jù)來源于國泰安數(shù)據(jù)庫(CSMAR)和萬得數(shù)據(jù)庫(WIND)。根據(jù)研究需要，參考已有文獻的研究(周紹妮等，2017)，本文對樣本進行了如下篩選：(1)要求上市公司的交易地位為“買方”，以上市公司為主并公司的視角開展研究；(2)按照證監(jiān)會發(fā)布的《上市公司行業(yè)分類指引》(2012年版)，剔除收購方分類為金融類公司的樣本，以保證財務數(shù)據(jù)的可比性；(3)剔除并購交易未成功的樣本；(4)剔除并購當年收購方被ST的樣本；(5)剔除數(shù)據(jù)缺失嚴重的樣本。經(jīng)過上述篩選，本文最終得到5687個有效觀測值。為消除異常值對實證結(jié)果的影響，本文對所有連續(xù)變量進行了上下1%的縮尾處理。

(二)變量定義

1.并購短期市場績效()

被解釋變量為并購短期市場績效()，使用累計超額收益率進行計算，把并購首次公告日確定為第0天，采用市場模型法計算。考慮到上市公司并購信息公布前可能存在信息泄露這一問題，本文選取了[-240,-11]作為市場模型估計的清潔期(Servaes，1991；翟進步等，2010)，借鑒翟進步等(2010)等的做法，將并購首次公告日前后10天[-10,10]作為事件窗口期進行研究。其中，[-10,0]考察的是并購消息提前泄露窗口期的市場反應；[0,10]考察的是并購消息官方宣布后窗口期的市場反應；[-10,10]是涵蓋并購消息提前泄露和官方宣布的整個窗口期的市場反應。

資本資產(chǎn)定價(CAPM)理論模型在現(xiàn)代金融理論中占據(jù)著主導地位。該模型將個股收益與市場收益聯(lián)系起來，并且提供了度量股票相對波動程度的重要指標，闡述了風險和收益的相關性，其基本思想就是無風險收益與風險收益構成了任意資產(chǎn)及其組合的期望收益。本文借鑒Ittner and Larcker(1998)的方法，根據(jù)CAPM理論模型

計算樣本公司股票超額收益率。其中，CAR是事件期內(nèi)各天異常收益率AR的累計總和；AR是事件期內(nèi)每日樣本股票的實際收益率R與預計收益率^之間的差值，AR=R-^；^表示樣本公司同期如果不發(fā)生并購的預期收益率，^=^+^R，R為市場指數(shù)收益率，^和^為清潔期內(nèi)樣本公司股票收益率與市場指數(shù)收益率通過普通最小二乘法回歸得到的回歸系數(shù)。由于研究樣本屬于滬深兩交易所，所以在計算相應市場指數(shù)收益率時滬市采用上證綜合指數(shù)、深市采用深圳成份指數(shù)。

2.并購溢價()

核心解釋變量為并購溢價()，我國的并購交易以目標公司的凈資產(chǎn)評估值為基準，通過協(xié)議轉(zhuǎn)讓的方式進行。沿用陳仕華和盧昌崇(2013)、Li et al.(2019)等對并購溢價的測量方法，本文使用如下公式計算并購溢價：并購溢價=(交易定價/收購股權比例－目標公司賬面凈資產(chǎn))/目標公司賬面凈資產(chǎn)，并對其取自然對數(shù)。

控制變量中，資本成本()的計算參考了林鐘高等(2015)的方法。債務成本方面，首先從總負債中剔除不需要計息的經(jīng)營性流動負債，得到總有息負債，再將總有息負債分為長期負債與短期金融負債，短期金融負債成本按照當年人民銀行公布的一年期貸款基準利率計算，長期負債成本按照當年人民銀行公布的3～5年中長期貸款基準利率計算，權益成本方面，借鑒Jennifer et al.(2005)的測量方法，采用公司市盈率(P/E)的倒數(shù)估計。資本成本的計算公式為：

其中，B為長期負債，B為短期金融負債，為所有者權益，B為長期負債成本，B為短期金融負債成本，K為權益成本，為公司所得稅稅率。其他控制變量來源于文獻支持。近年來，并購領域的文獻顯示，收購方托賓Q、營業(yè)性現(xiàn)金流、營業(yè)收入增長率、公司規(guī)模、公司財務杠桿、所處行業(yè)、并購年度等特征都會影響企業(yè)的并購績效(Bhaumik and Selarka，2012；Signori and Vismara，2018；陳仕華等，2013；王艷和李善民，2017)。借鑒上述文獻，本文在回歸分析中對上述變量進行控制?；貧w中對行業(yè)和年度固定效應也進行控制，其中行業(yè)按照證監(jiān)會行業(yè)分類標準(14類)進行控制。

為減緩反向因果等可能存在的內(nèi)生性問題，在控制變量中，除了資本成本()外，其他隨時間變化的收購方公司層面控制變量均取滯后一期值。

本文實證檢驗涉及的主要變量定義詳見表1。

表1 主要變量定義

(三)模型構建

結(jié)合前述理論分析，為檢驗并購溢價()對并購短期市場績效()的具體作用，構建本文的基本回歸模型：

CAR=+Outprice+WACC+TobinQ+OCF+Growth+Size+Lev+++ε(1)

如果并購溢價對并購短期市場績效的影響符合本文提出的研究假設H，那么預期并購溢價的回歸系數(shù)顯著為負；如果符合本文提出的研究假設H，那么預期并購溢價的回歸系數(shù)顯著為正。

四、實證結(jié)果與分析

(一)描述性統(tǒng)計

表2報告了主要變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果?？梢园l(fā)現(xiàn)，本文樣本中控制權發(fā)生轉(zhuǎn)移的并購事件具有正向市場反應，[-10,10]的均值為0.049，表明整體而言并購具有較好的短期市場績效表現(xiàn)。的均值為4.510，最小值為-0.634，最大值為9.555，這是對并購溢價取自然對數(shù)的結(jié)果，表明不同并購事件的并購價格差異較大。的均值為0.037，低于5年期借款利率4.75個百分點，這在一定程度上也顯示了并購交易使并購企業(yè)獲得了超額報酬，市場估值提升，權益成本下降，加權資本成本保持較低水平。

表2 主要變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果

(二)并購溢價與并購短期市場績效

表3列示了并購溢價與并購短期市場績效的回歸結(jié)果?？梢园l(fā)現(xiàn)，對于被解釋變量而言，在并購首次宣告日前后10天，解釋變量并購溢價()的系數(shù)在1%水平下顯著為正。這一回歸結(jié)果支持了本文的研究假設H，說明控制其他因素影響后，并購溢價越高，并購短期市場績效越好；而在并購首次宣告日前10天，并購溢價()與并購短期市場績效()在1%水平下顯著正相關，說明存在并購消息提前泄露的問題。公司資本成本與并購短期市場績效均顯著負相關，說明近年來投資者趨于理性，在支持并購溢價高的基礎上，對于資本成本更低的并購事件更加支持。綜合上述結(jié)果，并購溢價與并購短期市場績效存在顯著的正向關系，從而支持了本文提出的研究假設H。

表3 并購溢價與并購短期市場績效的回歸結(jié)果

(三)穩(wěn)健性檢驗

為保證研究結(jié)論的嚴謹性，本文進行了一系列穩(wěn)健性檢驗(由于篇幅限制，部分數(shù)據(jù)略去備索)。

一是替換變量檢驗。為檢驗實證結(jié)果是否對核心變量的不同度量方式保持穩(wěn)健性，本文通過改變并購宣告的時間窗口來衡量主并公司的股票累積非正常回報。以往研究表明并購事件宣告前后30天是最長的并購短期市場績效的窗口期(王姝勛和董艷，2020)，因此，本文選取并購首次宣告日前30天、后30天、前后30天分別作為窗口期計算收購方股票的累積非正?；貓骩-30，0]、[0，30]、[-30，30]，重復模型(1)的回歸分析?；貧w結(jié)果表明，研究假設H依然成立。

二是采用公司年度雙向固定效應。為解決模型中不隨時間變化但隨個體變化、不隨公司個體變化但隨時間變化的遺漏變量問題，提高統(tǒng)計推斷的穩(wěn)健性，本文采用公司和年度雙向固定效應模型重新進行回歸。回歸結(jié)果顯示，從時間層面和公司層面改變回歸模型設定后，并購溢價與并購短期市場績效依舊存在顯著的正向關系，進一步支持了研究假設H1。

三是采用不同方法度量并購短期市場績效()。并購短期市場績效()各種計算方法的區(qū)別主要在于預期收益的計算方法不同，通常有四種計算方法。除了上述回歸模型中使用的市場模型外，本文分別使用其他三種計算方法，即市場調(diào)整模型、常數(shù)均值模型和不變收益模型計算預期收益。根據(jù)市場調(diào)整模型CAR=(R-R)、常數(shù)均值模型C A R = (R -R )、不變收益模型CAR=(R-R-)分別計算樣本公司股票超額收益率，其中R為事件期內(nèi)每日樣本股票的實際收益率，R為市場指數(shù)收益率，為事件期內(nèi)每日樣本股票實際收益率的平均值，為事件期內(nèi)每日樣本股票實際收益率R與市場指數(shù)收益率R差值的平均值。重復模型(1)的回歸分析，三種計算方法的回歸結(jié)果都與使用市場模型計算并購短期市場績效的回歸結(jié)果保持一致，均支持了研究假設H。

(四)內(nèi)生性檢驗

2005年啟動的股權分置改革開啟了中國資本市場的全流通之路。截至2007年底，滬深兩市共1298家上市公司完成或已進入股權分置改革程序，改革完成率達98%。股權分置改革后，A股市場生態(tài)發(fā)生了較大的變化(任宏達和王琨，2018)。本文嘗試采用雙重差分模型控制內(nèi)生性問題，并購溢價()高于等于行業(yè)年度中位數(shù)賦值=1，低于行業(yè)年度中位數(shù)賦值=0；股權分置改革實施后賦值=1，實施前賦值=0，進行模型(2)的回歸分析，回歸結(jié)果如表4所示。結(jié)果顯示，×和并購短期市場績效()顯著正相關，說明存在股權分置改革政策正向沖擊影響。同時，回歸結(jié)果說明控制內(nèi)生性后，并購溢價對并購短期市場績效的促進作用仍然存在，與基本回歸模型的結(jié)果一致。

表4 內(nèi)生性檢驗：是否受股權分置改革的沖擊

CAR=+×+WACC+TobinQ+OCF+Growth+Size+Lev+Σ+Σ+ε (2)

(五)異質(zhì)性檢驗

考慮到上市公司的并購溢價有可能存在異常的極端值，本文選擇并購溢價的10%、25%、50%、75%和90%五個分位點，自助法重復500次，進行模型(3)的回歸分析，結(jié)果如表5所示?？梢园l(fā)現(xiàn)，高溢價并購對低回報率的影響并不是完全顯著的，而并購溢價對并購市場績效的50%、75%和90%水平具有促進作用，高溢價并購影響的主要是高回報率。這說明，在我國“新興+轉(zhuǎn)軌”的資本市場中，投資者有追高情緒，追高是一種高風險的投資方式，在追高情緒下高溢價與高回報的正向關系更加顯著。

表5 異質(zhì)性檢驗：分位數(shù)回歸

CAR_Q=+Outprice+WACC+TobinQ+OCF+Growth+Size+Lev+Σ+ε(3)

2.基于吸收合并的異質(zhì)性檢驗

為達到整體上市、借殼上市、解決同業(yè)競爭、優(yōu)化公司治理、跨市場上市等目的，上市公司嘗試使用各種方式進行吸收合并(David，2021)。然而，吸收合并會使企業(yè)發(fā)生股價異動，對企業(yè)在資本市場中短期績效表現(xiàn)產(chǎn)生影響(董淑蘭和孫琳，2017)。基于此，本文通過模型(4)檢驗吸收合并、并購溢價與并購短期市場績效的關系：

CAR=+Outprice×+WACC+TobinQ+OCF+Growth+Size+Lev+Σ+Σ+ε (4)

首先，以2001―2019年沒有吸收合并交易活動的公司構成原始控制樣本。由于只有10個吸收合并的樣本，使用1：15傾向得分匹配法(PSM)為有吸收合并交易活動的10個公司從原始控制樣本中選擇傾向得分最相鄰的公司作為配對公司，使得有吸收合并交易活動的公司和配對公司的現(xiàn)金流量()、凈資產(chǎn)收益率()、總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率()、托賓Q()特征無顯著差異。最終得到160組樣本，其中10個有吸收合并交易活動的公司，即處理組有10組；150個沒有吸收合并交易活動的公司，即控制組有150組。處理組和對照組傾向得分匹配前后的平衡性檢驗結(jié)果如表6所示?？梢园l(fā)現(xiàn)，匹配后所有協(xié)變量的值均不顯著，標準化偏差大幅度縮小，說明所有協(xié)變量均通過了平衡性檢驗，符合可比性要求。

表6 平衡性檢驗

接著，將有吸收合并交易活動的公司賦值=1，控制公司賦值=0，并構造一個新變量，即×，進行模型(4)的回歸分析，結(jié)果如表7所示?？梢园l(fā)現(xiàn)，×和顯著正相關，說明并購交易類型為吸收合并的并購溢價能夠促進公司的并購短期市場績效。吸收合并代表了資本市場上并購新動態(tài)，多用股份支付完成交易，并呈現(xiàn)諸多優(yōu)點，如收購方不需要支付大量現(xiàn)金、收購交易完成后目標公司股東仍保留其所有者權益、企業(yè)能夠合法實現(xiàn)減稅避稅等。相應地，吸收合并公司的并購溢價越高，并購短期市場績效越好，進一步支持了本文提出的研究假設H。

表7 異質(zhì)性檢驗：吸收合并

3.基于商譽的異質(zhì)性檢驗

2014年8月至2015年6月，不到一年內(nèi)A股市場上證指數(shù)上漲幅度超過150%；而從2015年6月中旬開始，半年間下跌超50%。在股市異常波動的這一時期，并購重組正處于高峰期，資本市場出現(xiàn)“逢并購必漲”的異象。很多上市公司試圖通過并購擴大規(guī)模和市場份額等，并購家次和交易金額大幅增長，相應的商譽規(guī)模不斷攀升(高榴和袁詩淼，2017)。已有研究大多遵循著商譽和并購溢價等同的邏輯，然而上市公司在披露商譽資產(chǎn)時可能存在“失真”動機，導致披露的商譽資產(chǎn)與實際的并購溢價發(fā)生偏離(劉超等，2019)。因此，本文進一步將樣本區(qū)間分為2016年前后兩個時期，基于商譽和并購溢價不等同的邏輯，研究商譽、并購溢價與并購短期市場績效的關系。具體而言，以上市公司在+1年并購活動中新增確認的商譽占年末總資產(chǎn)的比例為標準化商譽，標準化商譽高于行業(yè)年度中位數(shù)賦值=1，標準化商譽低于或等于行業(yè)年度中位數(shù)賦值=0，進行模型(5)的回歸分析，結(jié)果如表8所示。

表8 異質(zhì)性檢驗：商譽

可以發(fā)現(xiàn)，2007―2015年窗口期為并購首次宣告日前后10天時，×和顯著正相關，2016―2019年×的系數(shù)并不顯著。這說明，2016年之前A股市場異常波動時期，高商譽會正向調(diào)節(jié)并購溢價對并購短期市場績效的促進作用。然而，在經(jīng)歷了2015年異常波動后，我國資本市場監(jiān)管不斷完善，二級市場不再支持此類高商譽高溢價并購。

CAR=+Outprice++Outprice×+WACC+TobinQ+OCF+Growth+Size+Lev+Σ+Σ+ε (5)

4.基于業(yè)績承諾的異質(zhì)性檢驗

本著降低估值風險、緩解逆向選擇風險和保護中小投資者的目的，2008年證監(jiān)會頒布的《上市公司重大資產(chǎn)重組管理辦法》規(guī)定，約定采取收益現(xiàn)值法、假設開發(fā)法的估值方法進行評估的重組交易，交易雙方應簽訂業(yè)績補償協(xié)議，即收購方可以要求對方就重組資產(chǎn)或購買資產(chǎn)的未來盈利能力許以業(yè)績承諾，針對預期盈利數(shù)與實際盈利數(shù)之間的差額簽訂補償協(xié)議(關靜怡和劉娥平，2019)。從理論上說，業(yè)績承諾是目標公司向收購方傳遞的目標公司是優(yōu)質(zhì)公司的信號，然而，在近幾年業(yè)績承諾簽訂較為普遍的情況下，業(yè)績承諾具有了同行效應和傳染效應，且目標公司與收購方的信息不對稱，導致部分劣質(zhì)目標公司利用信息優(yōu)勢給出虛高承諾，帶來了高溢價并有損于并購創(chuàng)造價值(趙立彬等，2021)?？紤]到2015年及以前我國資本市場出現(xiàn)了“逢并購必漲”的異象，但2016開始監(jiān)管部門緊盯“忽悠式”“跟風式”并購重組，著力防范并購業(yè)績承諾制度存在的設計缺陷，本文嘗試將樣本區(qū)間分為2016年前后兩個時期，研究業(yè)績承諾、并購溢價與并購短期市場績效的關系。具體而言，本文對附加業(yè)績承諾的并購交易賦值=1，沒有附加業(yè)績承諾的并購交易賦值=0，進行模型(6)的回歸分析，結(jié)果如表9所示。

表9 異質(zhì)性檢驗：業(yè)績承諾

可以發(fā)現(xiàn)，在2007―2015年窗口期為并購首次宣告日前后10天時，×和顯著正相關，在2016―2019年窗口期為并購首次宣告日前后10天時，×的系數(shù)并不顯著。這說明，在2016年之前A股市場異常波動時期，高業(yè)績承諾會強化并購溢價對并購短期市場績效的促進作用。但是，自2015年A股發(fā)生異常波動以來，監(jiān)管層不斷完善規(guī)則，高業(yè)績承諾高溢價并購的風險得到防范，附加高業(yè)績承諾條款的高溢價并購無法再對上市公司并購短期市場績效的提升產(chǎn)生顯著影響。

CAR=+Outprice++Outprice×+WACC+TobinQ+OCF+Growth+Size+Lev+Σ+Σ+ε (6)

五、結(jié)論與啟示

本文以2001―2019年A股上市公司為研究對象，對其并購數(shù)據(jù)進行實證分析，探討并購溢價與并購短期市場績效之間的關系。考慮到吸收合并會在一定程度上使企業(yè)股價發(fā)生異動，對企業(yè)在資本市場中的短期績效表現(xiàn)產(chǎn)生影響，本文構建一個涵蓋吸收合并和并購溢價的變量，研究吸收合并和并購溢價兩個因素的共同作用是否會對短期市場績效產(chǎn)生影響。此外，伴隨著我國資本市場的成熟和完善，上市公司并購家次和交易金額大幅增長，相應的商譽規(guī)模不斷攀升，并且大多數(shù)并購都附加業(yè)績承諾條款?；诖?，本文還將商譽、業(yè)績承諾分別納入并購溢價與并購短期市場績效的研究框架，進一步探討商譽、業(yè)績承諾是否會對并購溢價與并購短期市場績效之間的關系產(chǎn)生影響。實證檢驗發(fā)現(xiàn)：(1)并購溢價會顯著提升并購短期市場績效，即并購溢價率越高，并購短期市場績效表現(xiàn)越好，且資本市場存在著并購消息提前泄露的問題。(2)股權分置改革對并購溢價與并購短期市場績效的關系存在正向沖擊作用，且在控制內(nèi)生性問題后，并購溢價對并購短期市場績效的促進作用仍然存在。(3)在各類并購交易活動中，吸收合并形式的并購溢價更能夠促進公司的并購短期市場績效。(4)在2016年之前A股市場經(jīng)歷異常波動時期，高商譽、高業(yè)績承諾均會正向調(diào)節(jié)并購溢價對并購短期市場績效的促進作用。然而，在經(jīng)歷了2015年異常波動后，我國資本市場監(jiān)管不斷完善，“三高”并購風險得到防范，高商譽、附加高業(yè)績承諾條款的高溢價并購均無法顯著提升上市公司的并購短期市場績效。相比于以往研究，本文考量了中國情境下資本市場的追高情緒、吸收合并、商譽和業(yè)績承諾等因素，進行了多維度實證檢驗，為并購價值創(chuàng)造影響因素的研究提供了新的分析角度與經(jīng)驗證據(jù)，有助于資本市場健康持續(xù)發(fā)展。

值得討論的是，并購交易價格過高，將會引發(fā)一系列的風險。Fu et al.(2013)基于行為金融的研究發(fā)現(xiàn)，管理層會利用股票市場窗口機會選擇融資工具，在好的市場時機下，企業(yè)的股票價格偏高，收購方會接受并購溢價偏高的交易，這會滋生收購方管理層的第一類代理問題，管理層極有可能與目標公司股東合謀，用高溢價并購目標公司以實現(xiàn)自己的私利。并購交易完成后，并購卻難以實現(xiàn)長期績效提升并創(chuàng)造并購價值。近年來，我國海外并購雖然得到了迅猛發(fā)展，但在交易數(shù)量和規(guī)模大幅提升的同時，卻出現(xiàn)了海外并購活動受阻、預期的交易價值不能實現(xiàn)等問題。同時，并購溢價過高還會帶來商譽高估的問題(韓宏穩(wěn)等，2019)，2018年我國資本市場發(fā)生的大規(guī)模商譽減值和商譽“爆雷”，也說明了理性并購的重要性和穩(wěn)健性。未來，應當研究這類并購溢價下的風險問題，并將國際并購市場與中國并購市場進行對比研究，為促進中國資本市場可持續(xù)發(fā)展提供更多的學理支持和政策參考。 ■