我國上市公司股權收購公告的財富效應

摘要：本文采用事件研究法，對2001—2003年我國滬市上市公司股權收購公告的財富效應進行了實證研究，得到了獨特于國內外相關研究的結果：短期內收購公司股東財富在公告日前后呈先盈后虧的階段性表現。進一步的橫截面回歸分析指出：對股東財富而言，相對規模、上市公司國有股比例和年份在公告日前以及混合支付在公告日后均具有正影響，上市公司凈資產收益率在公告日后具有負效應。

關鍵詞：上市公司；股權收購；財富效應；股東

中圖分類號：F830．91文獻標識碼：A

文章編號：1000-176X(2007)01-0066-07

公司并購，依收購對象不同，可以分為資產收購和股權收購兩類。國際上，上市公司股權收購公告的財富效應研究一直是金融投資領域研究的熱點之一。而國內學者對該方面的研究較少，尤其缺乏對于上市公司作為收購方進行股權收購的深入探討。故此，本文著力研究中國上市公司股權收購公告的財富效應。

一、 文獻回顧

大量的國外文獻指出，在美國、英國等發達國家證券市場中，目標公司的股東在并購公告日附近獲得了顯著的正收益，而對收購公司的股東而言，其財富效應或為負或為零［1-2-3-4-5］。近年來，一些研究結果指出，在亞太國家證券市場中，收購公司的股東在并購公告日前后獲得了顯著的非正常收益。Bae，Kang和Kim［6］對1987—1997年韓國證券交易所非金融機構上市公司的107起收購進行了分析，指出收購方股東獲得了顯著的非正常收益。Cheng和Leung ［7］ 研究了1986—1994年香港聯交所的36起收購，發現在公告日前兩天至公告日后一天的期間內，收購公司的股東財富效應為1．55%。日本的情況也類似。Higgins和Beckman［8］ 指出，1990—2000年日本公司的國內并購中，公告日前后20天內收購方股東財富效應顯著為正。在1990—2000年澳大利亞公司的跨國并購中，公告日附近競標者的股東非正常收益也顯著為正［9］。

國內學者應用事件研究法對我國上市公司收購公告的財富效應研究進行了一定的探索。陳信元和張田余［10］以1997年滬市45家公告兼并收購的上市公司為樣本，發現在公告日及以后的累積非正常收益有所增加，但統計檢驗結果并不顯著，即股價未出現明顯的異常波動，繼而得出市場對公司的兼并收購沒有反應的結論。但是，李善民和陳玉罡［11］對1999—2000年深、滬兩市共132起收購股權事件進行研究得到了與上述觀點相反的結論。筆者認為作為股權收購方的上市公司的股東在公告日前獲得了正的非正常收益，其財富顯著增加，但公告日后卻增加得很少。張新［12］對1993—2002年上市公司的并購重組事件進行了全面的分析，然而上市公司作為收購方進行的吸收合并樣本數較少，從1999年開始共計22次。實證結果表明，上市公司的股東財富在事件期為負，但統計上不顯著。

國內的相關研究雖然取得了一定的成果，但是，相比國際上的研究成果，筆者認為其尚存在以下不足之處：（1）國內學者研究并購公告日財富效應的文章，一般是對作為目標公司的上市公司、進行資產重組的上市公司和作為資產及股權收購方的上市公司的財富效應綜合進行分析和比較，缺乏專門針對上市公司進行股權收購的股東財富效應的研究；（2）樣本數量較少，說服力不強，公司作為收購方的研究樣本一般只有幾十個，不足以代表總體；（3）樣本一般涉及滬深兩市的上市公司，致使結果有可能因為忽略兩個市場的差異性而與實際情況有所出入。本文力求克服上述不足，對滬市中作為收購方的上市公司財富效應進行全面而系統的研究。

二、 數據和方法

（一）數據來源

本文所用數據主要來自《上海證券報》、《中國證券報》、《證券時報》、數碼證券網網站（http://www．my0578．com）、上海證券交易所網站（http://www．sse．com．cn）和國泰安數據庫（CSMAR）。其中，收益率數據和上市公司財務數據來源于國泰安數據庫。為了保證數據的準確性和研究結果的說服力，其余數據包括首次公告日日期及與收購相關的數據，均為作者實際查閱各上市公司在2001—2004年間發布的所有公告并進行系統整理而得。這項巨大且繁瑣的工作持續一年之久，最終整理出2001—2003年上市公司作為收購方的826次股權收購為研究樣本。

（二）數據篩選

為了保證結果的客觀性，本文對上述826次股權收購按如下標準進行篩選：

（1） 上市公司在研究期間內未被ST、PT或*ST；

（2） 上市公司在首次公告日前200天至前40天內持續交易，不存在連續2天以上的停牌；

（3） 上市公司在首次公告日前20天至后10天內，不存在停牌，未發生其他可能影響股價變動的重大事件；

（4） 同一公司在研究期間發生多次收購的，如果第一次與第二次收購的首次公告日時間間隔小于或等于一年，則僅取第一次收購；

（5） 同一次收購的董事會決議日或協議簽訂日不先于首次公告日10日及10日以上。

經過上述處理，得到有效收購297次，涉及上市公司225家。

（三）研究方法

本文遵循國外通用的Brown和Warner［13］事件研究法，測量收購公告日普通股股東的財富效應。

首先，假定收購首次公告為事件，設公告日為t=0，建立如下市場模型：

Rit=ai+biRmt+eit(1)

其中，Rit為第t個交易日(t≥0)收購公司i考慮現金紅利的日個股收益率。由于研究樣本均為滬市A股市場的上市公司，因此選取滬市A股指數的日收益率為Rmt。利用公式(1)，本文對有效樣本的每次收購公告日前200天（t=-200）至前40天（t=-40）的日數據進行了回歸，得到297個回歸方程及參數ai和bi的估計值。

其次，利用參數的估計值，依公式（2）求得各收購公告的事件期（-39，+39）的日非正常收益ARit：

ARit=Rit-i-iRmt，t= -39， …， 0， …， +39(2)

進一步求得ARit的平均值即平均日非正常收益率ARt：

ARt=∑Ni=1ARitN(3)

其中，N為樣本中收購次數。最后，選取適當的窗口期（T1，T2）計算出累計日非正常收益：

CART1，T2=∑T2t=T1ARt(4)

三、 實證研究結果

（一）收購公告的財富效應

收購方的股東財富變動表現出顯著的階段性特征。從圖1可以看出，非正常收益在收購公告日前6天開始出現連續的正增長，并且第t=-6天和第t=-3天的結果在統計上是顯著的；但公告日當天及其之后8天，收購方的股東遭受了連續的損失，尤其是第t=2天和第t=8天。表1的累積非正常收益分布結果也支持了上述結論：在收購公告日前6天收購方的股東獲得了顯著的0．51%的累積非正常收益，而公告日當天及其之后8天的累積非正常收益為顯著的-0．69%。但是，表2的檢驗結果表明非正常收益服從均值為-0．03的正態分布，這意味著對整個事件期而言收購方的股價不存在異常波動。鑒于股東財富效應在收購公告日附近的階段性表現，我們選擇（-6，-1）和（0，+8）作為窗口期，并對這兩個窗口期的累積非正常收益分別進行研究。

以下圖表所描述的中國證券市場對上市公司首次公告收購行為的反應與國內學者的研究結果有所不同。筆者認為產生上述差異的原因主要有兩個方面：一是所選用的研究期間相異，在中國證券市場不斷發展的過程中，市場在不同時期的反應有可能是不同的；二是之前的多數學者的研究樣本較少，得出的結論在一定程度上缺乏廣泛的代表性。

圖1非正常收益分布圖

上述結果在國際上的相關研究中也獨具特色。就所查閱的400余篇國外文獻，筆者尚未發現公告日的收購方股東財富具有相似反應，即收購方的股東財富在公告日前顯著增加，在公告日后卻顯著減少。筆者認為導致在中國證券市場中出現這種獨特現象的原因，可能是一些機構和個人通過各種渠道提前了解到了收購的內幕信息，大量購買有關股票，進行炒作，牟取利益。

為了驗證上述推測，筆者對上市公司的收購首次公告日進行分析。在與國外運用相同的窗口選擇標準的前提下，筆者選取的窗口期以t=-1為分界點，而國外學者一般選用公告日t=0為分界點，如Cakici， Hessel和Tandon［14］選取的（-10，+10）以及Raad和Wu［15］選取的（-1，0）。Cheng和Leung［7］對香港聯交所1986—1994年的36次上市公司收購的股東財富效應進行分析，也發現了股東財富類似的提前反應，即收購方股東在公告前1天而非公告當天獲得顯著的非正常收益。他們推測原因在于多數收購公司在公告前1天以發布會的形式向公眾公告收購，報紙對收購的公告比發布會要晚1天，而他們把報紙上公告的日期作為公告日，但是，他們未對此進行深入的分析。在我國，對上市公司的收購不存在以發布會等形式進行提前公告，一般情況下是在董事會決議或收購合同簽訂后通過指定報紙、網站對有關收購行為進行公告。這與香港的情況有著本質的區別。香港的提前反應，體現出市場對公告信息反應的迅速、及時，而我國的提前反應，則是無公告情況下的提前反應，折射出上市公司在內幕信息管理上存在的問題。

為了深入分析中國證券市場對收購公告的提前反應，筆者將有效樣本中每次收購的首次公告日與此次收購的董事會決議日和相關合同的簽訂日進行了比較。董事會決議日和合同簽訂日是在查閱上市公司公告過程中與收購的首次公告日相對應地記錄下來的。通過上述三個日期的比較，筆者發現在扣除規定的周末和假期以后，超過80%的上市公司收購的首次公告日都要晚于董事會決議日或者合同簽訂日，筆者將此差距定義為首次公告日的滯后期（Lag）。由于有效樣本的選擇標準之一是同一次收購的董事會決議日或協議簽訂日不先于首次公告日10日及10日以上，因此首次公告日的滯后期是1—9天。

從表3可以看出，收購次數隨著滯后期的延長而減少。針對首次公告日滯后于董事會決議日或者合同簽訂日的收購，滯后期的均值為2天，其中70%以上的滯后期為2天以內。多數收購的首次公告日并非確定此次收購的最初日期，這說明有關收購的內幕消息很有可能在上市公司首次公告日前透露出來，為人為的炒作提供機會，造成市場對該事件的提前反應。

（二）財富效應的橫截面回歸分析

為了深入研究收購公告的收購方股東財富的影響因素，筆者采用SPSS11．0統計軟件對股東財富進行了橫截面回歸。

參考國外學者的研究成果，并考慮到我國上市公司的特點，筆者選擇了相對規模、資產負債率、賬面市值比、凈資產收益率、國有股比例以及年份、收購關聯性、收購方所屬產業、支付方式、并購類型、控制權等啞變量共計18個解釋變量進行了回歸分析。之所以選取如此多的解釋變量，是為了盡可能地提高模型的說服力，盡量避免因解釋變量不全造成模型無效的現象出現。各指標定義如下：

（1） 相對規模：為上市公司公布的目標公司資產評估報告中調整后的總資產賬面值除以上市公司首次公告日前最近一次年度報表公布的年末總資產所得比率的對數值。

（2） 收購方資產負債率：為上市公司首次公告日前最近一次年度報表公布的年末總負債除以年末總資產所得比率。

（3） 目標公司資產負債率：為上市公司公布的目標公司資產評估報告中調整后的總負債賬面值除以調整后的總資產賬面值所得比率。

（4） 收購方賬面市值比：為上市公司首次公告日前最近一次年度報表公布的普通股每股凈資產除以報表日普通股每股市值所得比率。

（5） 目標公司賬面市值比：為上市公司公布的目標公司資產評估報告中調整后的凈資產賬面值除以凈資產評估值所得比率。

（6） 收購方凈資產收益率：為上市公司首次公告日前最近一次年度報表公布的凈利潤除以年末凈資產所得比率。

（7） 收購方國有股比例(%)：為收購公告前最近一次股權結構變動公告中公布的上市公司國家股和國有法人股所占比例之和。國家股指有權代表國家投資的機構或部門向股份有限公司出資或依據法定程序取得的股份；國有法人股指國有法人單位，包括國有資產比例超過50％的國有控股企業，以其依法占有的法人資產向股份有限公司出資形成或者依據法定程序取得的股份。

（8） 年份=2002：啞變量，2002年進行收購公告的值為1，否則為0。

（9） 年份=2003：啞變量，2003年進行收購公告的值為1，否則為0。

（10） 關聯收購：啞變量，屬于關聯收購時值為1，否則為0。

關聯交易是指企業關聯方之間的交易。根據財政部1997年5月22日頒布的《企業會計準則——關聯方關系及其交易的披露》的規定，在企業財務和經營決策中，如果一方有能力直接或間接控制、共同控制另一方或對另一方施加重大影響，則視其為關聯方；如果兩方或多方受同一方控制，也將其視為關聯方。上市公司的收購公告一般明確指出此次收購是否為關聯交易。對于同一天宣布多次收購的，如果關聯交易額占總交易額75%以上，本文認定為關聯交易；反之，關聯交易額占總交易額25%以下，則認定為非關聯交易。對于關聯交易額占總交易額比例介于上述兩個比例之間的，剔除該樣本點。

（11） 收購方屬于傳統制造業：啞變量，屬于傳統制造業時值為1，否則為0。

依據證監會2001年發布的《上市公司行業分類指引》和國家統計局2002年制訂的《高技術產業統計分類目錄》，本文將收購方所屬行業劃分為四個產業：傳統制造業、高技術產業、服務業和其他產業。其中，高技術產業主要涉及電子元器件制造業、日用電子器具制造業、化學原料及化學制品制造業、醫藥制造業、生物制品業和信息技術業，傳統制造業為除高技術產業以外的制造業，服務業為交通運輸、倉儲業、批發和零售貿易、房地產業、社會服務業和傳播與文化產業，其他產業涉及農業、公共事業、建筑業和綜合類。

（12） 收購方屬于高技術產業：啞變量，屬于高技術產業時值為1，否則為0。

（13） 收購方屬于服務業：啞變量，屬于服務業時值為1，否則為0。

（14） 股權支付：啞變量，采用股權支付方式時值為1，否則為0。

根據我國上市公司收購支付的實際情況，將收購支付方式分為以下三種類型：(1) 現金支付，包括現金、債權及其混合方式；(2) 股權支付，指上市公司以自身擁有的對其他公司的股權進行支付，這與國外的股權支付指并購公司用本公司股權置換目標公司股權的定義有所區別；(3) 混合支付，包括現金、股權、債權、資產、可轉換債券的混合方式。我國上市公司收購中混合支付方式主要采用實物資產進行支付。

（15） 混合支付：啞變量，采用混合支付方式時值為1，否則為0。

（16） 縱向并購：啞變量，屬于縱向并購時值為1，否則為0。

（17） 橫向并購：啞變量，屬于橫向并購時值為1，否則為0。

（18） 未取得控制權：啞變量，收購企業收購后未取得目標公司控制權（50%以上股份）時值為1，否則為0。

筆者最終得到數據齊全的69次收購供之用。為了進一步考察哪些指標對收購公告的股東財富具有說服力的解釋作用，筆者對各多變量模型進行逐步回歸，發現公告日前后股東財富效應的影響因素各不相同。具體結果見表4。

對CAR(-6，-1)的回歸分析結果表明，收購公告日前，相對規模對收購方的股東財富具有顯著的正效應，其系數為0．899，意味著收購公司股東在目標公司規模等于收購公司的1/2時比在該比例為1/10時多獲得1．45個百分點的非正常收益。此結果與國外學者的一系列研究成果相類似。如Asquith， Bruner和Mullins［16］、Bradley， Desai和Kim［17］、Fuller， Netter和Stegemoller［18］、Bae， Kang和Kim［6］以及Moeller和Schlingemann［19］等學者，均指出隨著目標公司相對于收購公司的規模增大，收購公司股東從收購公告中獲得的累積非正常收益相應地增多。這是因為，如果目標公司相對于收購公司的規模非常小，那么收購帶來的改變對收購公司的影響相對較小，市場的反應也就比較平淡［16］。反之，當目標公司的規模與收購公司相當時，收購績效就能更明顯地體現在收購公司上，市場的反應也更為積極。因此，在中國，收購公告日前收購公司股東財富的增幅隨相對規模的增加而增大。

股權結構中的國有股比例也具有顯著的正效應，盡管這種作用對CAR(-6，-1)的影響較?。菏召彿降膰泄杀壤吭黾?個百分點，股東財富僅增加約0．04個百分點。此結果與李善民和陳玉罡［11］的分析結果相一致。他們指出A股流通股比重越低（國有股、法人股比重越大），收購公司股東從收購中獲得的非正常收益越多。李善民和朱滔［20］對并購長期績效的研究也得出了類似的結論：國有股比例在并購后1 年內對收購公司績效有顯著正影響。上市公司的國有股比例之所以對其股東財富具有正影響，可能是因為投資者認為政府在上市公司的收購中具有很重要的地位，上市公司國有股比例越高，意味著政府介入的程度越大，其收購行為獲得政府支持的可能性就越大。故此，隨著上市公司國有股比例的增高，其股東在收購公告前獲得的非正常收益增大。

在CAR(-6，-1)的模型中，2002年啞變量的系數顯著為正。這是由于：(1) 2002年是我國加入WTO的第一年，許多行業對外資禁入或限制性政策的調整，為跨國并購提供了契機，同時也加速了國內行業的整合，許多并購都因此發生。(2) 2002年是市場規范化的一年。2001年12月，中國證監會發布了旨在規范、鼓勵上市公司的實質性并購重組的《關于上市公司重大購買、出售、置換資產若干問題的通知》，并于2002年1月1日起施行。2001年12月21日財政部發布實施的《關聯方之間出售資產等有關會計處理問題暫行規定》又將關聯方通過并購重組輸送利潤的通道堵死。為了推動上市公司建立和完善現代企業制度，規范上市公司運作，中國證監會、國家經貿委于2002年1月7日發布、實施了《上市公司治理準則》。上述因素的共同作用，在一定程度上提高了投資者對收購績效的預期，使得2002年收購公告日前收購公司的股東財富具有一個額外的增加。

對于公告后股東獲得的財富CAR(0，+8)，收購方凈資產收益率具有顯著的負影響，即其每增加1個百分點，收購方股東的財富將減少15個百分點以上，這反映了在信息披露后市場對收購行為持有的負面態度。而混合支付方式的啞變量卻具有顯著的正效應。此結果與大多數國外研究文獻得出的結論不一致。如Servaes、［21］、Cornett， Hovakimian， Palia， et al．［3］、Bhagat， Dong， Hirshleifer， et al．、［22］Moeller和Schlingemann［19］ 等學者， 均指出采用現金支付方式的收購比采用股權支付方式的收購能夠給股東帶來更多的收益，并將原因歸結為稅收、信息不對稱和財富分配的影響。然而，中國上市公司的收購基本以協議方式完成，不同支付方式下信息獲得的程度相近，因此股權支付啞變量的系數不顯著。但是，由于混合支付多將不用或經濟效益低下的資產從上市公司中置換出去，因此收購公告日后股東獲得了正的累積非正常收益。

四、結論

本文首先討論了收購首次公告日收購公司股東的財富效應。運用事件研究法，筆者發現：公告的短期內，收購公司股東在 (-6， -1) 期間獲得顯著的0．5%的非正常收益，而在 (0， +8) 期間損失了0．7%的財富。

為了深入研究收購公告日收購方股東財富的影響因素，筆者使用相對規模、并購雙方的資產負債率和賬面市值比、收購方的凈資產收益率和國有股比例以及公告日所在年份、關聯交易、收購方所屬產業、支付方式、并購類型和控制權等10個啞變量共計18個解釋變量，運用全回歸和逐步回歸模型，得到如下結果：(1) 相對規模、國有股比例和2002年的啞變量均對公告日前收購方股東財富具有顯著的正影響。(2) 收購方凈資產收益率對公告后短期內的股東財富具有顯著的負效應，而混合支付的啞變量卻具有顯著的正效應。

筆者得到的中國證券市場上股權收購公告的財富效應表現與國外尤其是發達國家證券市場上的表現有諸多特殊之處，追尋其獨特性的原因：一方面是由于政府有關部門實施了一系列政策的作用，另一方面是由于中國社會主義市場經濟不完善的特點所決定，諸如：（1）資本市場的短期投機性較強，投資者熱衷于炒作投資概念和題材；（2）資本市場缺乏一套完善、成熟的法律、法規體系，相關規章制度亟待建立和完善；（3）產業結構存在一定程度的失衡，產業自主創新能力較差，需要進一步的調整和優化升級；（4）公司治理結構的不完善，上市公司股權結構中國有股“一股獨大” 的現象嚴重，對上市公司的投資決策具有比較濃重的干預色彩，亟須建立和完善現代企業制度。上市公司和投資者的不成熟以及多種客觀因素的相互作用，造成了目前我國與國外股東財富效應間的明顯差異，但是，從中我們也看到了中國證券市場的巨大發展潛力。

參考文獻

［1］Travlos， N．G． Corporate takeover bids， methods of payment and bidding firms stock returns［J］． Journal of Finance， 1987，（42）: 943-963．

［2］［21］Servaes， H． Tobins q and the gains from takeovers［J］． Journal of Finance， 1991，（46）: 409–419．

［3］Cornett M．M．， Hovakimian G．， Palia D．， et al． The impact of the manager-shareholder conflict on acquiring bank returns［J］． Journal of Banking and Finance， 2003， （27）: 103-131．

［4］Fee， Thomas． Sources of Gains in Horizontal Mergers: Evidence from Customer， Supplier， and Rival Firms［J］． Journal of Financial Economics， 2004，（74）: 423-460．

［5］Desai， A．， Kroll M．， Wright P． Outside board monitoring and the economic outcomes of acquisitions: a test of the substitution hypothesis［J］． Journal of Business Research， 2005，（58）: 926-934．

［6］Bae K．， Kang Jun-Koo， Kim Jin-Mo． Tunneling or value added? Evidence from mergers by Korean business groups［J］． Journal of Finance， 2002， V67(6): 2695-2740．

［7］Cheng L．T．W．，Leung T．Y．A comparative analysis of the market-based and accounting-based performance of diversifying and non-diversifying acquisitions in Hong Kong［J］．International Business Review，2004，(13):763-789．

［8］Higgins H．N．， Beckman J． Abnormal returns of Japanese acquisition bidders-impact of pro-MA legislation in the 1990s［J］． Pacific-Basin Finance Journal， 2006，（14）：250-268．

［9］Otchere，I．， Ip E． Intra-industry effects of completed and cancelled cross border acquisitions in Australia: A test of the acquisition probability hypothesis［J］． Pacific-Basin Finance Journal， 2006， （14）: 209-230．

［10］陳信元， 張田余． 資產重組的市場反應——1997年滬市資產重組實證分析［J］． 經濟研究， 1999，（8）．

［11］李善民， 陳玉罡． 上市公司兼并與收購的財富效應［J］． 經濟研究， 2002， （11）．

［12］張新． 并購重組是否創造價值？——中國證券市場的理論與實證研究［J］． 經濟研究， 2003，（6）．

［13］Brown S．J．， Warner J．B． Using daily stock returns: The case of event studies［J］． Journal of Financial Economics， 1985， （14）: 3-31．

［14］Cakici N．，Hessel C．，Tandon K．Foreign acquisitions in the United States:effect on shareholder wealth of foreign acquiring firms［J］．Journal of Banking and Finance，1996，(20)．

［15］Raad E．，Wu H．K．Acquiring firms stock returns: Methods of payment，change in leverage，and management ownership［J］．Journal of Economics and Finance，1994，(18):13-29．

［16］Asquith P．， Bruner R．， Mullins D． The gains to bidding firms from mergers［J］． Journal of Financial Economics， 1983，（11）: 121-140．

［17］Bradley M．， Desai A．， Kim E．H． Synergistic gains from corporate acquisitions and their division between the stockholders of target and acquiring firms［J］． Journal of Financial Economics， 1988，（21）: 3- 40．

［18］Fuller K．， Netter J．， Stegemoller M． What do returns to acquiring firms tell us? Evidence from firms that make many acquisitions［J］． Journal of Finance， 2002，（4）: 1763-1793．

［19］Moeller S．B．， Schlingemann F．P． Global diversification and bidder gains: A comparison between cross-border and domestic acquisitions［J］． Journal of Banking and Finance， 2005，（29）: 533-564．

［20］李善民， 朱滔． 中國上市公司并購的長期績效——基于證券市場的研究［J］． 中山大學學報， 2005，（5）．

［22］Bhagat S．， Dong M．， Hirshleifer D．， et al． Do tender offers create value? New methods and evidence［J］． Journal of Financial Economics， 2005，（76）: 3-60．

(責任編輯：于振榮)

<注>：本文中所涉及到的圖表、注解、公式等內容請以PDF格式閱讀原文