事務所市場特征影響股權轉讓溢價分析

一、引言

我國資產評估行業源于與國有企業改革，并隨著我國資本市場的發展而逐步發展和成熟。經過多年發展，資產評估已成為我國國民經濟發展不可或缺的重要的市場中介之一。在上市公司重大資產重組、關聯交易、收購與出售資產、資產減值測試等業務及其信息披露、公允價值計量等領域，資產評估對價值發現、價值判斷、價值實現扮演重要角色。在并購重組實踐中，上市公司直接把資產評估結果作為最終交易價格的比重很大，例如2013年把評估結果作為交易價格的占總并購事件的77.62%。因此，資產評估機構作為并購博弈雙方爭奪的對象，其行為成為并購溢價理論中不可缺少的一部分。

目前國內外已有文獻更多聚焦在并購雙方、交易特征以及公司治理領域，對中介方，特別是評估事務所影響企業并購溢價的研究鮮有關注。 本文研究事務所是否具備證券資格、業務排名以及市場份額等市場特征影響標的股權轉讓溢價關系，來探究事務所提升評估質量路徑。

二、理論分析與假設

在并購中，主并企業為并購標的所支付的對價往往要高于標的本身的價值，高出標的資產或股權的部分被稱作并購溢價。這種在并購中支付溢價的現象在國內外的并購事件中都相當普遍，例如，Jensen（1993）在對并購對價的研究中發現，在1976 年到1990 年發生的并購事件中，有將近一半的交易支付了并購溢價，平均并購溢價超過40%，有些則達到100%以上。大眾證券報對2014以來參與上市公司重組資產評估的評估機構進行了統計，發現26家評估機構的平均評估溢價率達到了609.07%，那些評估溢價率在200%以下的評估機構都只做到了一次生意。并且，在2014年拋出重組預案的上市公司共有85家。其中，不評估的1家，終止重組的3家，目前尚未完成評估的14家，剩下的67次交易平均溢價率達到663.18%。

在中介結構對并購溢價影響的研究中，Chahine和Ismail(2009)基于1985—2004年635起美國成功并購交易數據，以并購咨詢費用作為投資銀行參與程度的代理變量研究了參與并購的投資銀行的努力程度對并購溢價的影響。研究發現，被并購方的咨詢費用對并購溢價具有顯著正效應，而并購方的咨詢費用對并購溢價則有著顯著的負效應，而且并購方相對于被并購方支付的咨詢費用越多，則最終支付的溢價就越低。

從資產評估事務所市場特征角度看，綜合排名靠前的機構評估專業水準高、規模大、制度管理相對嚴格，往往注重信譽，因而更受上市公司信任，從而獲得更多的業務量。應該指出，綜合排名的重要依據之一在于年營業收入，因而，排名靠前的機構一般也是市場占有率較高的事務所。

從證券、期貨資格角度看，機構有無資格直接決定了其在相應業務上的承接能力，而機構的綜合實力是取得證券、期貨資格的重要基礎。當然，獲得證券、期貨等業務的資產評估事務所其專業水準高、質量控制制度和內部管理制度健全并一般能夠有效執行；其執業質量和職業道德良好，在人事、財務、業務、技術標準和信息管理等方面能夠做到實質性的統一?；谏鲜隼碛桑疚念A計由綜合排名靠前、業務量大以及擁有證券、期貨資格的事務所承接的評估事項，股權轉讓溢價越高。具體假設為：

假設1：綜合排名前十、前十五的資產評估事務所，股權評估溢價越高。

假設2: 累計評估事件較多的資產評估事務所，股權評估溢價越高。

假設3：相比于沒有獲得證券、期貨業務資格的評估事務所，獲得此資格的評估事務所的股權評估溢價越高。

三、樣本與變量

（一）樣本來源

以我國深、 滬兩市A股上市公司2008—2012年間發生的并購交易事件作為初始研究樣本，并經過以下程序處理：（1）從國泰安研究服務中心（CSMAR）獲得A股上市公司2008—2010年并購交易的初始數據（28614個事件ID），并以上海證券交易所和深圳證券交易所網站公告的數據作為補充；（2）選取交易標的為股權,且主并方為上市公司的并購樣本；（3）剔除未披露上市公司聘請資產評估事務所信息的并購交易；（4）剔除未披露交易價格、交易標的股權賬面價值和評估價值的并購交易；（5）剔除上市公司財務數據披露不完整的并購交易；（6）剔除股份交易中的無償劃撥交易；（7）剔除ST類公司的并購交易，消除可能的殼資源交易對并購價格的特殊影響；（8）剔除數據異常以及數據缺失并購交易。經過上述過程，最終獲得336個并購交易樣本。

（二）變量的選取及度量

表1列出了相關變量的定義與測量方法。（1）溢價測量方法。第一種由Barclay和Holderness（1991）提出的基于以下的計算方法：并購溢價=（每股轉讓價格－每股市值）/每股市值。由于我國資本市場相比西方資本市場不夠完善，如殼資源稀缺、行政干預過多、投資者素質總體不高、法律體系不完善、補償制度尚未建立、市場機制有待健全等因素都會引起并購溢價計量的不準確。考慮到凈資產值是國際通用的資產定價基準，且國內大部分股權證讓都是通過議價形式完成，國內學者唐明宗和蔣位（2002）提出了第二中計量溢價率的方法，以每股凈資產代替每股市值。本文在這種計量方式的基礎上改進：并購溢價率=（交易總價－標的股權的賬面凈資產）/標的股權的賬面凈資產。

表1 變量一覽表

（2）轉讓股權比例。Barclay and Holderness(1989)發現在紐約股市中的大宗股權交易以平均高出市場價20%的價格進行交。徐信忠等（2006）認為控制權的價格與大股東可能從控制權中獲得的私有收益成正相關關系, 平均控制權溢價近30%，這表明股權交易比例可能顯著影響溢價。

（3）前十大股東股份之和。Slusky和Caves（1991）提出，被并公司的股權集中度對并購溢價有顯著影響。馮根福、吳林江（2001）和吳聯生、白云霞（2004）研究表明目標企業股權結構越集中，來自大股東的監督會顯著降低并購中支付的溢價水平。

（4）資產規模。陳敏（2009）研究發現公司規模跟溢價率成反比，公司規模越大，受到的關注越多,相應地使得私人收益的獲取比較困難, 因此股權轉讓的溢價率比較低。葛偉杰等（2014）發現公司規模越大，越容易過度支付。

（5）托賓Q。葛偉杰等（2014）認為高成長性公司比低成長性公司更傾向于用股份進行支付，因為這些公司更傾向維持較高的流動性應對以后的投資機會。對于低成長性的融資約束公司，雖然其面臨著高昂的外部融資成本，但是由于其投資機會不多，在并購也有可能支付掉大量現金。Kim（2011）等研究表明, 當公司面臨成長壓力時，在并購時傾向于支付較高的溢價。蔣麗娜等（2011）發現行業特征，如行業的成長性、盈利性、規模等，以及行業所處的市場環境等因素，均可能影響并購成功幾率以及并購溢價。

（6）企業自由現金流FCFPS。Hayward和Hambrick（1997）研究發現，現金充足的企業在并購活動中往往會支付較高的溢價。王培林等（2007）利用中國資本市場的數據進行的實證研究也得出了相同的結論，認為自由現金流量愈充足, 管理者傾向于通過并購等活動把自由現金流量浪費在低效的投資項目上。黃本多和干勝道（2009）在研究導致并購績效下滑的因素時發現并購溢價與自由現金流量顯著正相關，也就是說正的自由現金流量的公司更可能支付過高的并購溢價。

（7）關聯交易。陳信元等（2003）和檀向球等（1999）研究發現我國上市公司與關聯企業，尤其是與控股股東之間存在資產出售與資產收購等重組活動，并且在這些關聯重組中，往往存在著違反市場原則的不平等交易，上市公司可以通過有利的定價獲得立即的重組收益。重組中伴隨著大量的關聯交易，即公司同自己的控股人、參股人、子公司或它們的下屬企業進行交易，顯著影響并購的溢價率。

（8）并購支付方式。Slusky和Caves（1991）研究表明，并購溢價可能會因為支付方式的不同而存在差異，一般而言, 現金支付方式的溢價水平會相對較低。葛偉杰 、張秋生等（2014）在對并購溢價的單因素分析是發現，股份支付會有更高的并購溢價，并且對于現金支付的公司，如果其是融資約束的，則并購溢價較低。

（9）聘請財務顧問（FC）：設定虛擬變量，聘請財務顧問為1，其他為0。Haunschild、Miner（1997）和Kim（2011）研究發現并購活動中，目標公司聘請財務顧問，則可能會支付相對較低并購溢價。

（10）賣方通過交易是否獲得控制權。Fama&Jensen（1983）和De Angelo（1985）研究發現持有大宗股權的大股東往往會得到與他所持股份比例不相稱的、比一般股東多的額外收益。

唐宗明、蔣位（2002）認為控制權的價格與大股東可能從控制權中獲得的私有收益成正相關關系, 平均控制權溢價率30%, 并且公司規模越小, 透明度越低, 中小股東利益受侵害程度越高。因此本文考慮了含有控制權的股權交易對并購溢價率可能存在的影響。

（11）行業變量（Industry）。行業虛擬變量: 蔣麗娜等（2011）和Laamanen （2007）研究指出，被并購公司行業成長性、行業發展階段也會影響并購溢價。行業劃分標準根據國泰安（CSMAR）關于行業制定的標準，按一級代碼分類涉及13個行業變量，因此需要設置12個行業虛擬變量。

（12）年份變量。吳聯生、白云霞（2004)研究表明，并購交易價格也可能受宏觀經濟環境的影響。姜英兵（2014）認為研究并購溢價還需要控制了市場繁榮程度的影響，中國股市在2003年到2012年之間經歷了從熊市到牛市再到熊市的交替過程，而并購市場的繁榮程度必然會影響到并購時的溢價高低。本文參考其做法引入4個年份虛擬變量。

四、實證檢驗結果

（一）描述性統計

表2 主要變量描述統計

表2是對樣本公司股權轉讓溢價率的描述性統計結果。從標2可以看出股權轉讓溢價率PR的平均值為1.353，中值為0.595，溢價率較高。相比于程敏（2009）剔除了并購溢價率超過300%的樣本，本文樣本僅剔除了極端并購溢價率，所以平均溢價率較高。Wind數據顯示，自2014年1月至6月已有165家公司發布并購重組公告，其中114家公司溢價率在100%以上。在這114家公司中，有46家溢價率在500%以上，更有20家公司溢價率在1000%以上。本文在剔除極端值的基礎上與此種企業并購趨勢相符，說明樣本具有代表性和現實性。

（二）回歸分析

表3 回歸分析結果

*，**，***分別代表在10%，5%，1%的水平上顯著。

對假設1、假設2、假設3進行回歸分析，得到如表3所示的檢驗結果，其中：度量評估事務所的事務所排名前十、前十五、累計評估事件個數以及是否獲得證券、期貨資格的系數分別是0.526、0.455、0.002、0.413，都在5%的顯著水平顯著為正，表明股權轉讓溢價率與評估事務所的選擇顯著相關。綜合排名前十（Rank10）、前十五（Rank15）的回歸系數顯著為正。

累計評估事件（cms）的回歸系數顯著為正，獲得上市公司并購重組業務量較大的評估事務所股權評估溢價率較高。

是否獲得證券、期貨從業資格的回歸系數顯著為正，說明獲得證券、期貨等業務的資產評估事務所由于其專業水準高、質量控制制度和內部管理制度健全并有效執行，執業質量和職業道德良好，人事、財務、業務、技術標準和信息管理等方面做到實質性的統一等優勢，更加能夠發掘被并購公司潛在價值，從而評估的溢價水平較高。

此外，本文發現，第一大股東所占股份（first）的回歸顯著為負，說明上市公司第一大股東占有的份額越高，其對企業的控制能力越強，說明第一大股東的干預可以有效抑制過高溢價。每股現金流量（fcpfs）的回歸系數顯著為正，說明現金流充足的企業，為了尋求新的發展機會更容易在并購活動中過度支付，這與王培林等（2007）、黃本多和干勝道（2009）等人的研究結論一致。企業財務杠桿（del）的回歸系數在前三個模型中顯著為正，這與程敏（2009）研究結論正好相反，可能是過高的財務杠桿意味著上市公司面臨的風險較大，上市公司不愿意在并購活動中過度支付從而加大財務風險。總資產報酬率（roa）的回歸系數顯著為正，說明上市公司盈利能力越強，發展前景較好，企業管理者對管理企業的能力越自信，容易支付較高的溢價。聘請財務顧問（fc）的回歸系數顯著為負，說明上市公司在并購活動中聘請財務顧問可以支付較少的并購溢價，與Haunschild、Miner（1997）和Kim（2011）研究結論一致?，F金支付（cash）的回歸系數顯著為負，說明相比于其他的支付方式，現金支付的企業并購溢價較低，這點與Slusky和Caves（1991）和葛偉杰、張秋生等（2014）研究結果一致。

國內中介機構的委托和服務收費模式使得中介機構的收益往往與并購活動成功與否有重大的關聯，如果達成并購交易，中介機構往往能獲得較高的服務收益，而一旦并購不成功，中介機構所能獲得的收益就大大小于交易成功可能獲得的收益。并且上市公司并購重組中直接把資產評估結果作為最終交易價格的比重很大，這就要求評估行業管理法制化、執業規范化，提高評估事務所的獨立性。解決好這一問題對于加快產業轉型、結構調整、技術進步、壯大資本市場實力，促進并購市場繁榮，推動實體經濟又好又快發展意義十分重大。

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