并購和企業風險應對：信息效應與資源效應分析視角

董峰

（中南財經政法大學 會計學院，湖北 武漢，430073）

一、引言

當前，國內經濟下行壓力加大，部分風險開始顯現并放大。一方面，傳統產業面臨嚴重的產能過剩（林毅夫等，2010）［1］；另一方面，受發達國家“制造業回歸”和其他發展中國家低成本的“雙向擠壓”，實體經濟增長乏力（方堃，2011）［2］。2014年中央經濟工作會議首次將“防控風險”視為經濟發展的“新常態”，并作為未來經濟工作的重點。2013年10月，《國務院關于化解產能嚴重過剩矛盾的指導意見》中將兼并重組作為化解產能過剩的措施，并作為優化產業結構的重要手段。Andrade和Stafford（2004）［3］研究發現，并購在產業擴張和產業收縮戰略中發揮著重要作用。

作為應對宏觀經濟風險和產業風險的重要舉措，并購能否在微觀層面上幫助企業應對風險，相關文獻亦對此展開了研究。Fan（2000）［4］發現，價格波動性越大，縱向并購發生的可能性越高。Penas和 Unal（2004）［5］發現，并購能夠減少融資成本，降低企業風險。Garfinkel和 Hankins（2011）［6］研究表明，企業風險越高，發生縱向并購的可能性越大，其程度也越深，此外，發生了縱向并購的企業并購后的風險更低。陳玉罡，李善民（2007）［7］研究發現，中間產品市場的不確定性越高，顯性交易成本越高，公司發生并購的可能性越大。

已有文獻雖已表明并購能夠作為一項風險應對措施，但并未揭示出其中的作用機理。鑒于此，本文基于既有文獻，從信息效應和資源效應兩條路徑展開研究，并分別從持續期間和傳導效果兩個維度以全面刻畫并厘清并購的作用機理。本文的貢獻主要體現在以下兩個方面：其一，我國現有金融工具偏少，這導致很多企業難以找到合適的對沖工具，轉而選擇經營性對沖工具如并購等可能是更為現實的選擇，厘清機理將有助于企業做出最優的風險管理決策。其二，Garfinkel和 Hankins（2011）［6］是與本文思路最接近的研究文獻，但未對并購的風險應對機理作進一步檢驗，且所使用的并購樣本也僅限于縱向并購，未考慮到橫向并購和多元化并購，其研究結論缺乏普適性，本文研究將可彌補已有文獻這兩方面的缺陷，結論亦可豐富現有文獻。

二、文獻回顧和假設提出

經典自由現金流假說認為，管理層出于增加薪酬以及構建商業帝國等私利目的，更有動機實施并購，但當企業已經陷入高風險困境時，管理層的私利目的將會發生轉變，個人聲譽以及職業經理人市場等均會迫使管理層采取與股東利益相一致的措施（Agrawal和 Knoeber，1996）［8］，此時實施的并購將更可能是以應對高風險，保證企業的存續為首要目的①企業實施并購存在多重目標，如出于戰略目的等，但次要目的終歸是由首要目的所引致的，故此處強調的是當企業處于高風險或超危困境時，并購的首要目的將是降低企業風險，而非完全排除其他目的。。

（一）信息效應

通過實施并購可向市場持續釋放出大量信息，進而降低信息不對稱，有效緩解投資不足（Froot等，1993）［9］、債務違約（Leland，1998）［10］以及股價縮水（Draper和 Paudyal，2008）［11］等各類風險，這就是并購的信息效應。具體而言，企業實施并購以應對風險時，將會向市場釋放出以下信息：

其一是股東——債權人代理問題信息。受回報凸性的刺激，高風險企業的股東更有動機進行風險資產置換的投機行為，即利用高風險資產置換低風險資產的風險轉嫁行為，而非積極進行風險對沖，此舉將會損害債權人利益，從而導致嚴重的代理問題，通過并購積極進行風險應對，將能夠向市場傳遞出企業代理問題較輕以及保護債權人利益等信號，這將有助于企業未來在市場上更便利的融資，緩解融資風險（Leland，1998）［10］。

其二是股東——管理層代理問題信息。DeMarzo和 Duffie（1995）［12］認為，企業風險包括可觀測風險和不可觀測風險，其中，前者可通過管理層的管理能力以及詳細的金融工具合約條款等進行有效的風險管理，而對于后者，管理層則難以掌控。通過風險對沖，可將企業風險中管理層無法掌控的部分對沖掉，鎖定由管理層的管理能力所產生的信息，減少企業盈余的“噪音”，此舉可向股東和外界傳遞出更真實的反映管理層的能力和努力狀況的信息，減少管理層代理問題。

其三是企業風險信息。當企業信息面臨充分披露的要求時，管理層傾向于隱藏管理能力，僅進行較低程度的對沖，而當企業信息的披露要求并不嚴苛時，管理層傾向于展示管理能力，更愿意進行完全對沖（DeMarzo和Duffie，1995）［12］。一方面，相較于金融衍生工具，證監會對于上市公司并購時的信息披露要求更加嚴苛。另一方面，對沖工具的選擇亦傳遞出不同的信號，并購能夠在長期內完全對沖企業整體風險（Garfinkel和 Hankins，2011）［6］，這將會傳遞出更加全面的企業風險信息。

其四是企業價值信息。對于高風險企業而言，其信息不對稱程度普遍更高（Moeller等，2007）［13］。Draper和 Paudyal（2008）［11］的研究發現，受流動性及信息不透明等因素影響，高風險股票在交易時更可能被投資者給予一定的風險折價，導致企業價值被市場低估，因而高風險企業有強烈動機向市場釋放出企業價值被低估的信號，通過吸引市場的注意，促使投資者對企業價值進行重估，并購相對于其他工具，如衍生品、股利等，更可能被分析師所追蹤，所釋放出的信號更強。

（二）資源效應

并購一方面可快速獲取被并購企業的資源，最大限度的緩解企業對外部重要資源的渴求；另一方面通過資源的整合還可能產生各類協同效應，進一步幫助企業維持持續競爭優勢（Wernerfelt，2010）［14］，這就是并購的資源效應。

資源基礎理論（Resource-Based Theory，簡稱RBT）認為，要素市場的不完全性決定了不同企業擁有獨特的資源，這些資源是獲得良好業績的基礎，但無法通過市場交易所獲得，且難以進行模仿，只能通過組織內部長期培育形成。當企業陷入高風險時，通過內部發展非競爭性資源存在期間長和耗費高的不利因素，激烈的市場競爭進一步迫使企業通過并購快速獲取被并方的整體資源（Capron 等，1998）［15］。具體而言，企業實施并購以應對風險時，將能夠直接或間接的獲取以下資源：

其一是融資資源。主要體現在以下四個方面：一是并購能夠快速獲得被并方的整體資源，擴大企業規模，作為貸款抵押的有形資產增加，這將使得企業更容易從銀行獲得貸款（李濤等，2005）［16］；二是當企業進行風險對沖時，可減少現金流波動性，降低企業風險，債權人將樂意給予企業更優惠的貸款價格（Froot等，1993）［9］；三是企業在并購過程中能夠釋放出大量內部信息，有效降低信息不對稱程度，進而緩解融資約束（DeMarzo和 Duffie，1995）［12］；四是企業實施并購后可形成內部資本市場，實現融資協同（Weston，1990）［17］。

其二是經營資源。通過橫向并購一方面能夠幫助企業快速獲取被并方的資源，實現優勢互補，形成領先于其他競爭對手的多樣化產品協同優勢，實現規模經濟并提升企業生產率（Cornaggia，2013）［18］；另一方面能夠直接獲取競爭者的市場份額，增強企業市場控制力（李善民與劉永新，2010）［19］。通過縱向并購則可實現產業鏈一體化，有效整合上下游資源，提升資源配置效率，降低外部交易成本（Garfinkel和 Hankins，2011）［6］。

其三是其他資源。并購驅動可能是源于企業缺乏重要的投資機會，力圖通過并購緩解嚴重依賴現有主業的單一業務風險（Froot等，1993）［9］。并購亦能夠給企業帶來先進的管理理念和方法，實現管理協同 （Weston，1990）［17］。Bena和Li（2014）［20］的研究發現，并購雙方在并購前的科研創新重疊區域越大，主并方在并購后的創新能力更強，即并購能夠帶來創新協同。

綜上所述，提出本文的假設：當企業實施并購以應對風險時，并購通過信息效應和資源效應發揮作用。

三、研究設計

（一）樣本選擇

本文以同花順數據庫中2006-2012年的A股上市公司為收購方的并購事件作為初選樣本，并按以下標準篩選：（1）剔除收購方為金融行業公司的樣本；（2）剔除當年上市的樣本；（3）剔除樣本期間發生多起并購的樣本；（4）剔除主要變量存在缺失值的樣本，最后得到1 090個觀察值。對所有連續變量在1%水平上進行縮尾處理。采用Stata11進行統計檢驗。

（二）變量定義

1.企業風險

借鑒權小峰，吳世農（2010）［21］的做法，采用roa（凈利潤/總資產）標準差來衡量企業風險。本文從橫向和縱向兩個維度采用高風險、風險累增和超危等三個指標以全面度量企業處于高風險水平。

（1）高風險

本文參考姜付秀（2006）［22］的做法，將樣本數據收益指標的取值區間向前延伸兩年，以三年為一個區間，計算出這一區間內的roa標準差，其值越大，代表風險越高。

（2）風險累增

本文借鑒 Garfinkel和 Hankins（2011）［6］的“滾動式增加”概念，做法如下：以季度數據為樣本單位，將取值區間向前延伸8個季度，并計算連續9季（包含本季）的roa標準差，對于某季度而言，只要其前期連續四個季度中至少三季的roa標準差呈遞增趨勢，就將該季定義為風險累增，取值為1，否則為0。由于本文采用年度樣本，故只采用第四季度數據。

（3）超危

本文先將計算出的高風險指標按中位數劃分，處于中位數及以上的取值為1，否則為0，再與風險累增變量匹配，將高風險且風險累增的樣本定義為“超危”，取值為1，否則為0。

2.并購

本文將并購變量定義為，如果當年樣本公司主動并購，則取值為1，否則為0。

3.信息不對稱

本文參考于蔚等（2012）［23］的基于日頻股票交易數據的方法來測度信息不對稱，即當信息不對稱程度越輕時，股票流動性越高，單位成交量對應的價格變化越小。具體定義如下：

其中，ASYit表示企業在年度的信息不對稱程度，rit（k）表示i企業在t年度第k個交易日的股票收益率，Vit（k）表示日成交量，Dit表示當年的交易天數。ASYit的值越大，表明信息不對稱程度越高。

4.控制變量

本文進一步控制了其他因素的影響，主要變量定義如表1所示。

表1 主要變量定義表

（三）模型設計

為檢驗并購對企業風險的影響，參考Garfinkel和 Hankins（2011）［6］的設計，以風險變化量Δrisk1為被解釋變量，是否并購merge為解釋變量，并加入控制變量，建立模型1。

為檢驗并購對信息不對稱的影響，參考于蔚等（2012）［23］的做法，以信息不對稱變化量 Δasy為被解釋變量，是否并購merge為解釋變量，并加入控制變量，建立模型2。

以上所有解釋變量和控制變量均使用滯后一期的數據。

四、回歸結果和分析

（一）描述性統計

本文所涉及變量的描述性統計結果如表2所示。

由表2的結果可以發現，在樣本期間，大約18.3%的上市公司實施了一次并購，這表明，并購已經成為企業的一項經常性活動，在企業經營中發揮著越來越重要的作用。risk1的中位數和均值分別為0.017和0.049，中位數遠小于均值，這表明我國上市公司面臨的風險呈現出較明顯的兩極分化現象，高風險企業面臨的風險程度要遠高于低風險企業。risk2和risk3的均值分別為0.295和0.160，這表明約29.5%的上市公司風險呈逐期遞增趨勢，其中，大約16%的上市公司已經陷入超危困境，風險問題亟需引起企業管理層的重視。

表2 描述性統計

（二）并購對企業風險的影響

表3呈現的是并購對企業風險的影響。本文劃分了短期（-1，＋1）、中期（-1，＋3）和長期（-1，＋5）等三個期間以全面呈現并購的風險應對效果。其中，Panel_A反映的是高風險企業的應對效果。可以發現，merge的系數均顯著為負，這表明，高風險企業并購后的風險持續下降，即并購能夠幫助企業應對風險。Panel_B反映的是風險累增企業的應對效果。可以發現，merge的系數均不顯著，原因可能在于這類企業并購動機較為復雜，按風險水平高低可分為超危企業、低風險且風險累增企業，對于前者而言，其并購動機就是為了應對風險，而對于后者而言，盡管風險累增，但由于風險水平較低，處于可承受范圍內，其并購動機更多的可能是為了實現其他戰略性目的。Panel_C反映的是超危企業的應對效果。可以發現，merge的系數只在短中期內顯著為負，長期雖然為負，但不顯著。這與Fehle和Tsyplakov（2005）［24］的研究結論基本保持一致，即處于深度困境的企業更傾向于選擇那些期限較短的對沖工具，以便對突發情況及時做出調整。

（三）并購對信息不對稱的影響

由于風險累增企業的并購動機較為復雜，為保證結論的可靠性，故均不再予以考慮。表4呈現的是并購對信息不對稱的影響結果。可以發現，merge的系數無論是在高風險還是超危企業中，均只在短期內顯著，而在中長期內無明顯變化，這表明，在這些企業中，并購僅能在短期內緩解信息不對稱。原因可能在于，企業為實施并購需要盡力滿足外部監管要求，對外大量披露私有信息，降低信息不對稱程度，但并購畢竟也只是在短期內發生的事件而已，在中長期內，管理層出于商業運營及其他方面的顧慮，將更傾向于保留更多的私有信息。

表3 并購對企業風險的影響

表4 并購對信息不對稱的影響

（四）信息效應和資源效應的傳導效果

參考于蔚等（2012）［23］的設計，為厘清信息效應和資源效應是否能夠發揮傳導作用，在模型（1）的基礎上，進一步加入信息不對稱變化量，以控制信息效應的影響，并加入其他控制變量，建立模型3。

當不加入Δasy時，merge的系數γ1代表的是信息效應和資源效應的共同影響，加入Δasy后，γ2代表的就是信息效應對企業風險的影響，此時γ1代表的只是資源效應所發揮的作用。具體檢驗如下：如果γ2顯著而γ1不顯著，表明信息效應發揮主導作用；反之，資源效應發揮主導作用；如果二者均顯著，則表明信息效應和資源效應都發揮重要傳導作用。

表5呈現的是信息效應和資源效應的傳導效果。觀察前3列的結果可以發現，γ1和γ2均在短期內顯著，而在中長期內，只有γ1顯著，這表明，在高風險企業中，信息效應和資源效應在短期內均發揮傳導作用，在中長期內，資源效應發揮主導作用，這也與表3和表4的結論相吻合。觀察后3列的結果可以發現，在短期內，γ1和γ2均顯著，中期內只有γ1顯著，長期內γ1和γ2均不顯著，這表明，在超危企業中，信息效應和資源效應在短期內均發揮傳導作用，在中期內，資源效應發揮主導作用，而在長期內，二者的傳導作用均不明顯。

表5 信息效應和資源效應的傳導效果

為進一步檢驗在短期內，信息效應和資源效應究竟誰占主導，采用bootstrap反復抽樣1 000次加以檢驗。由于在模型3中對兩種效應做了分離，其中，γ1代表的是資源效應的影響，γ2代表的是信息效應的影響，而模型2中的β1代表的是并購對信息不對稱的影響，因而，最終需要檢驗的是短期內的γ1與β1的γ2差異在統計上是否顯著。結果見表6所示

表6 信息效應和資源效應短期內的相對重要性檢驗

由表6可以發現，在高風險企業中，資源效應與信息效應在短期內所引起的企業風險變化差異在5%的水平顯著，且資源效應約占總效應的90%，即0.008/（0.008＋0.001），信息效應僅占總效應的10%。在超危企業中，二者系數差異亦在5%的水平顯著，且資源效應約占總效應的95%，即0.016/（0.016＋0.001），信息效應僅占總效應的5%。這表明無論是高風險企業還是超危企業，雖然短期內信息效應和資源效應都能發揮傳導作用，但資源效應占主導。

五、進一步分析

以上結果揭示了并購通過信息效應和資源效應降低企業風險，且資源效應始終發揮著主導作用，持續期間也更長，針對這一特點，本文遵循戰略管理學者的觀點（Bergh，1998）［25］，將企業資源劃分為融資資源、經營資源和其他資源，以對資源效應作進一步檢驗。

（一）融資效應

當企業直接或間接地獲取融資資源時，帶來的直接經濟后果就是其融資約束得以緩解（Froot等，1993）［9］，此即融資效應。本文選擇融資約束來替代融資資源，借鑒 Whited和 Wu（2006）［26］，采用WW指數來度量融資約束，其值越大，代表所受融資約束程度越高。為檢驗并購能否緩解融資約束，本文構建了模型（5）。

其中，growth為主營業務收入增長率，cash為貨幣資金與總資產之比，div為股利變量，發放股利取1，否則為0，其余變量定義與上述模型相同。

觀察表7中前3列的結果可以發現，merge的系數均顯著為負，Δasy的系數則都不顯著，這表明在高風險企業中，并購自始至終都能夠緩解融資約束，且融資約束的緩解僅來源于資源效應。觀察后3列的結果，merge的系數僅在短期內顯著為負，Δasy的系數都不顯著，這表明在超危企業中，并購僅能在短期內緩解融資約束，且融資約束的緩解亦僅來源于資源效應。merge的系數僅在短期內顯著的原因可能在于對超危企業而言，其融資渠道就是銀行信貸，而銀行出于風險管理和薪酬考核等顧慮，不會輕易向其提供大額長期貸款，但超危企業通過并購能獲取被并方資產，可以此向銀行抵押以獲取小額短期貸款，緩解短期融資約束。

表7 并購對融資約束的影響

注：＊＊＊、＊＊、＊分別表示在1%、5%和10%的水平下顯著，括號內為t值，均控制了行業和年度。

（二）經營效應

無論是實現規模經濟，還是增強市場控制力等，并購都能夠或多或少、直接或間接地給企業帶來增強競爭優勢的經營資源（Bergh，1998）［25］，此即經營效應。本文選擇競爭優勢來替代經營資源，借鑒 Tang和 Liou（2010）［27］的做法，采用經行業均值調整的投入資本收益率（roic）來度量競爭優勢，其值越大，代表競爭優勢越強。為檢驗并購能否增強企業競爭優勢，本文構建了模型（6）。

其中，ggxc為高管薪酬，即年末高管薪酬之和的自然對數，capex為資本性支出比例，即構建固定資產、無形資產等其他資產現金支出/營業收入，unique為產品獨特性，即（銷售費用＋管理費用）/主營業務收入，assetturnover為總資產周轉率，hhi為行業內企業銷售收入的赫芬達爾指數，其余變量定義與上述模型相同。

觀察表8的結果可以發現，前3列中merge的系數在中長期內顯著為正，后3列中merge的系數僅在中期內顯著為正，Δasy的系數則都不顯著，這表明在并購后，高風險企業在中長期內競爭優勢都得到增強，超危企業則只在中期內能增強競爭優勢，且競爭優勢僅來源于資源效應。merge的系數在短期內均未顯著的原因可能在于對被并方的相關資源進行整合存在滯后效應。超危企業的merge系數在長期內未顯著的原因可能在于對超危企業而言，其本身的處境導致其很難去并購那些更有市場競爭力的企業。

表8 并購對競爭優勢的影響

（三）各效應的具體傳導效果

參考前述設計，在模型（3）的基礎上，進一步加入Δww和Δroic，建立模型7

表9呈現了各效應的具體傳導效果。由第1列的結果可以發現，在高風險企業中，短期內信息效應和融資效應均發揮傳導作用，由于前述已經驗證了資源效應占主導，這表明短期內融資效應占主導。由第2、3列的結果發現，在高風險企業中，中長期內融資效應和經營效應均發揮傳導作用，誰占主導有待進一步檢驗。由后3列結果發現，在超危企業中，短期內信息效應和融資效應均發揮傳導作用，由于前述已驗證了資源效應占主導，這表明短期內融資效應占主導，中期內則是經營效應占主導，長期內沒有任何效應發揮明顯的傳導作用。

表9 各效應的具體傳導效果

為進一步揭示在高風險企業中，中長期內融資效應和經營效應的相對重要性。遵循前述設計，采用bootstrap反復抽樣1 000次加以驗證，結果發現，盡管融資效應的系數上要略高于經營效應，但差異并不顯著，這表明在此期間融資效應和經營效應均發揮重要的傳導作用。

本文通過將樣本限定為高風險企業和超危企業，盡管可有效避免并購和風險間的因果內生性問題，但并購與各類中介效應以及各類中介效應與企業風險間的因果內生性問題卻無法直接回避，需要做進一步的檢驗。借鑒于蔚等（2012）［23］的做法，采用三階段最小二乘法3sls對中介效應可能存在的內生性問題進行檢驗，結果均未發生顯著變化。

六、結論與啟示

本文以2006-2012年A股并購事件為樣本，檢驗了企業出于應對風險目的所實施并購的效果及機理。研究結論主要有以下幾點：其一，并購能夠幫助企業有效應對風險。具體來說，高風險企業在并購后的風險持續下降，超危企業則僅在中短期內趨于下降。其二，并購是通過信息效應及資源效應兩條渠道來降低風險。具體而言，信息效應僅在短期內有效，資源效應在風險下降期間內均有效且占主導。其三，進一步對資源效應細分后發現，高風險企業在短期內融資效應占主導，中長期內經營效應和融資效應均發揮重要的傳導作用；超危企業在短期內融資效應占主導，中期內經營效應占主導。

針對上述結論，本文認為，要想從根本上幫助高風險企業迅速走出困境，需要做好以下三點：首先，既然并購能夠幫助企業應對風險，那么作為監管者的政府部門，就應努力改善市場投資環境，幫助企業營造良好的投資氛圍，盡力避免行政干預。其次，應進一步加強企業尤其是上市公司的信息披露監管，力爭從制度層面上將信息不對稱降到最低，有效緩解市場資源配置不均，降低企業風險。最后，政府部門應從金融信貸方面入手，扶持那些陷入困境但有著獨特資源如創新能力等的企業，而對于不符合產業發展潮流的企業，則應堅決扼緊信貸資源，任由市場淘汰。

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