我國上市公司兼并和收購的實效分析

祝媛媛

我國上市公司兼并和收購的實效分析

祝媛媛

企業并購是實現企業快速擴張和資源重新配置的有效途徑，也是深化國有企業改革調整產業結構以實現長期經濟增長的重要途徑，對實現現階段我國經濟結構調整和經濟增長方式的轉變具有十分重要的作用。然而，并不是所有的企業并購都是成功的，企業并購也是一把“雙刃劍”。

企業并購；上市公司；經營績效

一、研究方法

（一）研究方法設計

目前研究并購績效常用的實證分析方法主要有事件研究法、經營業績對比研究法。這兩種方法性質相同，都以股價分析為主，力圖用股票非正常收益來檢驗并購活動對股票投資效率的影響，區別只是在長期和短期之分。從我國股市實際情況看，很難滿足這兩種方法所要求的有效資本市場和理性參與者兩個前提假設條件。經營業績對比研究法的優勢在于能夠客觀、連續地反映并購前后公司業績的變動情況，其不足主要是會計指標容易受到上市公司操作，盡管會計利潤指標經常會受到操作，但中國上市公司的報表盈余數字仍然具有很強的信息含量。另外，從較長時期來考察，任何利潤操作手段只能操作暫時的會計指標，并購事件的實質性影響最終都要暴露到會計報表之中。因此，本文的研究將采用經營業績對比研究法。

（二）指標的確定

在指標設定上，本研究根據財政部2002年頒布的《企業績效評價指標體系》，并考慮到企業不同方面能力對績效的影響程度不同，從該指標體系考核內容的四方面共選擇了4個指標進行評價，分別為國民生產總值GDP、當年發生并購行為的上市公司數量、每股收益和凈資產收益率。

（三）樣本的選取

在樣本選取上，本文根據《中國并購報告》和國泰君安公司的《中國上市公司兼并收購資產重組研究數據庫》和《中國上市公司財務指標研究數據庫》提供的上市公司年報資料。按照狹義并購的概念，整理出2002-2008年發生并購事件的上市公司，按照如下的原則對樣本進行選取：⑴作為并購方發生并購活動的上市公司，并于2002年以前上市，在考察期內的數據可以獲得。⑵上市公司開展的并購活動在年報中予以公告，以確保并購是對公司發展產生重要影響的重大決策。⑶上市公司在考察期間不只一次發生并購活動，有時作為并購方，有時作為被并購方的樣本公司予以剔除。⑷上市公司在考察期間沒有出現信用問題以及被出具非標準無保留意見審計報告，確保上市公司的財務出具盡量真實可靠。

最終根據樣本選取原則選取出了符合要求的并購上市公司，但由于數據較多，故每年隨機選取了60個隨機樣本，其中由于2002年數據采取不足，所以樣本的的選取數量要相應的少些。

二、我國上市公司并購的實效分析

（一）研究思路

本文引入了國民生產總值GDP，當年發生并購行為的上市公司數量，每股收益和凈資產收益率這四個變量來分析我國并購上市公司績效的影響，如果它們之間存在著影響關系，就進行回歸分析，從而確定回歸模型、回歸系數，以定量思路來研究它們之間的確定關系。通過模型的確定，可掌握變量之間的回歸關系，進而可以通過并購上市公司績效的影響因素進行了解和控制以完善我國上市公司并購行為以及解決并購活動中的不足。

（二）分析數據、建立模型

從檢驗的散點圖可以看出，雖然還存在一些奇異點，但可以看出解釋變量與因變量之間存在較強的線性關系，因此可以建立線性多元回歸方程，現將總體回歸模型設為：

Y=C+C1*X1+C2*X2+C3*X3+C4*X4+ε

其中：Y代表樣本并購上市公司的績效（樣本并購上市公司的每股凈資產）（元）；C代表模型中的常量；ε代表模型中的隨機誤差項；X1代表當年發生并購行為的上市公司數量（家）；X2代表了國內生產總值GDP（億元）；X3代表樣本并購上市公司的每股收益（元）；X4代表樣本并購上市公司的凈資產收益率（%）。

筆者選取了我國樣本并購上市公司2002年-2008年的綜合研究數據（表1）。

表1 2002年-2008年我國樣本并購上市公司的綜合數據

利用Eviews軟件估計回歸模型和回歸系數（表2）寫出線性回歸模型。

表2 總體回歸結果

三、回歸模型的檢驗

（一）擬合優度檢驗

R2得值越接近于1，則表明模型對樣本數據的擬合優度越高。從Eviews軟件運行的回歸結果可以看出，此模型R2=0.982473,所以這個模型的擬合優度較高。

（二）顯著性檢驗

1.T檢驗。

（1）對X1進行檢驗:提出原假設Ho:b1=0

T統計量=-0.931001

假定顯著水平=0.1,查自由度為7的分布表,得臨界值t0.05(7)=1.895

顯然0.931001<1.895,故接受原假設Ho,即X1是不顯著的。

（2）對X2進行檢驗:提出原假設Ho:b2=0;

顯然,2.071035>1.895,故拒絕原假設Ho,即X2是顯著的。

（3）對X3進行檢驗:提出原假設Ho:b3=0

顯然,0.851258<1.895,故接受原假設Ho,即X3是不顯著的。

（4）對X4進行檢驗:提出原假設Ho:b3=0

顯然,0.498411<1.895,故接受原假設Ho,即X4是不顯著的。

2.F檢驗

F統計量=28.02771。假定顯著水平=0.05,查自由度為4和2的F分布表,查表得臨界值F0.05(4，2)= 19.25。顯然,28.02771>19.25,故F統計量的值在給定顯著性水平α=0.05的情況下也明顯顯著。

3.異方差檢驗

WHIRE檢驗：查表得χ2（4）=9.488，nR2= 3.929892，故nR2<χ2（4），所以模型不存在異方差性。

四、政策建議

一是加強政府功能。由上述的實證分析的結論可以看出國民生產總值GDP是影響并購上市公司績效的最顯著因素，而政府是影響國民生產總值GDP的最重要因素，因此要控制和正確發揮政府的作用，避免行政干預。在并購市場上，政府應當以經濟政策為導向，從宏觀上引導企業進行并購，發揮其服務功能，完善企業并購的配套服務環境。

二是完善我國企業并購法規。在實證分析中，原根據先驗信息而假設的影響因素，在通過實證分析后發現影響并不顯著，初步判斷是由于并購上市公司公布的信息材料和數據不可靠，因此排除此類問題需要完善相關的證券法律法規，包括加強企業并購重組引起的不利后果的治理。加強并購法律責任承擔方面的建設。嚴格界定上市公司的并購條件。逐步進行國有股減持，提高國有資本配置的相對效率的問題。

三是推行戰略性并購。戰略性并購已經成為當今并購的潮流，實施戰略性并購，要按照預定的并購目標，慎重選擇并購對象，對擬并購對象進行認真細致的調查研究，并購后要抓緊做好戰略、技術、經營管理和文化等方面的一體化工作。另外也要規范中介機構，發展多層次的資本市場及多樣化的融資方式，促進上市公司并購的健康發展。

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[3]朱乾宇.我國上市公司并購績效的多元回歸分析[J].中南民族大學學報,2002（1）.

[4]潘瑾,陳宏民.上市公司不同并購模式風險的實證研究[J].上海金融，2004（10）.

F276.6

：A

：1673-1999（2011）04-0124-02

祝媛媛（1986-），女，安徽人，安徽財經大學（安徽蚌埠233041）研究生院碩士研究生。

2010-11-30