困境企業并購規律及有效性研究
——以ST企業為例

李曉翔　　謝陽群

(1.安徽大學,安徽 合肥 230601; 2.中國科學院大學,北京 100049; 3.淮北師范大學,安徽 淮北 235000)

困境企業并購規律及有效性研究
——以ST企業為例

李曉翔1,2謝陽群3

(1.安徽大學,安徽 合肥 230601; 2.中國科學院大學,北京 100049; 3.淮北師范大學,安徽 淮北 235000)

選取2002—2006年間實施ST的上市公司為樣本，系統分析困境企業的并購規律，實證發現：并購和剝離相伴出現，規模、運營效率、產出不確定性、非沉淀冗余資源、潛在冗余資源、環境資源的充裕性以及行業成長速度都會對此類企業的并購與否產生顯著影響，即困境企業的并購決策具有規律性。進一步，構建Cox比例風險模型，結果表明：遵循這一規律進行的并購決策反而會導致企業陷入更大的困境，反之亦然。為此，困境企業在判斷是否應當通過并購獲得轉機時，首先需要反思和重構當前的決策邏輯。

并購；特別處理；資源；情境因素；冗余資源

并購是企業利用資本力量達到目的的常見方式之一。一方面，企業通過并購可以快速獲得外部資源、提高現有能力以及習得新能力(Sirmon,et al,2007)，甚至實現戰略轉型；另一方面，并購也可以優化資產和債務結構、美化報表，所有這些對困境企業均至關重要。企業行為理論也告訴我們，困境企業對并購之類的風險行為具有天然偏好(Cyert and March,1963)。并購在我國經常被認為是ST企業摘帽、保牌的靈丹妙藥，但并非所有困境企業都會選擇并實施并購，情境因素對并購決策也會產生重要影響。例如，并購是一種資源交易，企業內外部環境資源的充裕性會影響并購發生與否；并購并非扭轉困局唯一策略，如果企業內部有較大改善空間，那么就可以從組織內部搜索績效改善的途徑。因此，本文以ST企業為樣本，先分析并檢驗情境因素和困境企業并購決策之間的規律，然后以并購決策方程的殘差項衡量并購決策偏離規律的程度，最后發現這類企業普遍遵循的規律是有害的。這在佐證困境企業決策能力普遍較低、決策效果較差這一重要推斷(Laamanen,et al,2014)的同時，也從并購角度解釋了為什么困境企業經常會出現決策失誤和績效降低之間的惡性循環。本文的理論意義在于：證實困境企業并購行為具有規律性，說明經營狀況和決策水平應作為重要變量引入至企業行為的研究中。現實意義在于：所得規律有助于預測ST企業的并購行為，判斷并購傳聞的真實性；并購只是一種工具，并購與否都并不必然增強企業的生存能力，困境企業更需反思和調整自己的決策邏輯。

一、理論分析和假設提出

困境企業并購與否受諸多因素影響，例如其它的重組行為以及內外部環境因素(Astebro and Winter,2012)。其中，其它的重組行為包括并購和剝離兩類，之前成功或者失敗的并購經歷顯然會影響之后對于這類策略的態度，而剝離作為重組的另一種形式又能通過資源壓力、股東壓力等影響企業對于并購的態度；并購需要各類資源的支持，且要和企業內部運營狀況相匹配，這里的內部環境因素主要涉及企業的規模、運營效率、產出不確定性、冗余資源等(Danbolt and Maciver,2012)。并購本身就是企業內部和外部交互作用的過程，困境企業由于自身資源和能力有限而對外部有著更大的依賴性(Gomes,et al,2013)。因此，推演并驗證環境資源充裕性、行業成長速度對于困境企業的作用很有必要。

(一)企業外部重組

企業行為理論認為，之前的績效將影響之后的行為：企業在績效良好或者身處順境時傾向于保持之前的策略不變以維持現狀，相反，在績效不良或陷入困境時，企業則易于將當前所處的困境歸因于之前的策略和行為，并努力做出改變以尋求轉機(Mariadoss,et al,2014;Huber and Scheytt,2013)。按此邏輯，困境企業樂于實施與之前不同的并購策略。也就是說，如果其近年實施過并購，則很少會繼續采取這種策略。此外，剝離也會提升并購發生的可能性：一方面，剝離資產所得資金可支持并購的實施，減少外部重組的整體支出，有助于提高股東和董事對并購的支持，這對于困境企業尤為重要，因為之前糟糕的績效表現已讓企業的利益相關者對支出更為敏感；另一方面，通過剝離不重要、無用、甚至有害的資產，同時從外部獲取關鍵且有效的新資源，有助于更好地優化組織內部的資產結構。因此，剝離和并購傾向于相伴出現。基于此，提出：

假設1a：如果困境企業近年實施過并購，那么其將不再傾向于并購。

假設1b：在困境企業中，剝離和并購會相伴出現。

(二)企業內部環境

企業在陷入困境時會積極搜尋改善績效的途徑(Cyert and March,1963)。一般而言，企業會先從組織內部著手，然后才擴展至組織外部，直至取得滿意的結果(Huber and Scheytt,2013)。Essen等(2013)也證實，企業扭轉困境時傾向于先從運營層面努力。企業運營效率越低、產出越不穩定，則內部改善空間越大，而且改善內部運營狀況的成本和風險要遠小于并購，因此，管理者會將注意力更多地集中在企業內部而非外部并購。此外，并購并非簡單的資產或股權購買，能否有效吸收、整合并購對象以發揮資源的協同作用對于實現并購目標至關重要。運營效率高、產出穩定說明企業的管理能力較強，它們更易達到并購的預期目標，因此實施并購的意愿顯然也會越強。類似的，企業規模越大，越容易從內部尋找到改善績效的途徑，而對并購等外部解決途徑的依賴性越低，反之亦然。另外，大企業很難通過并購一家規模相差很遠的小企業來扭轉困局，并購對象的規模應當足夠大(Hugh,et al,2011)，因此，規模越大的企業尋找到合適并購對象的難度越大。當然，并購雙方規模越大，相互整合、協作的難度也越大，并購所帶來的規模經濟和范圍經濟越不明顯，并購意愿越低。因此，提出：

假設2a：規模越小，困境企業越傾向于并購。

假設2b：運營效率越高，困境企業越傾向于并購。

假設2c：產出不確定性越小，困境企業越傾向于并購。

冗余資源是“組織擁有的資源與維持目前狀態所需資源之間的差異”或“未被使用的資源”(Cyert and March,1963)。按照流動性高低以及是否處于企業內部，冗余資源常被分為非沉淀冗余資源、沉淀冗余資源和潛在冗余資源三種(Iyer and Miller,2008)。非沉淀冗余資源是指那些流動性較高、不面向特定應用的冗余資源，如現金等；沉淀冗余資源是指那些內化于企業組織和活動中的冗余資源，這類資源雖然可以被轉化和利用，但需要一定的時間，流動性較差，如過剩的管理能力；潛在冗余資源是指企業可以從外部獲得的資源，如未使用的借貸能力等。

如前所述，困境企業為了改變現狀必然會積極謀求轉變，而內部冗余資源(包括非沉淀冗余資源和沉淀冗余資源)會支持組織在更大范圍內進行搜索。當冗余資源較少時，企業響應困境所能選擇的策略較少，進而會出現過分關注效率、增加決策集中度等威脅-僵化現象(Huber and Scheytt,2013)。對效率的過度關注將使企業致力于消除各種冗余，而不是變革和調整策略；決策過度集中也會導致管理者更為保守和狹隘，進而降低企業的生存能力和適應能力。這些都會減弱企業搜索的動機和能力，降低并購的可能性。況且，豐富的非沉淀冗余資源本身就能夠支持企業更為自由的并購，而充裕的沉淀冗余資源則能為并購之后的整合過程提供直接支持。由此可知，內部冗余資源可以提高并購的可能性。

潛在冗余資源存在于企業外部，它們的可用性在企業陷入困境時較低，對并購的直接支持作用有限。更為關鍵的是，債權人等利益相關者會因企業之前糟糕的績效表現而喪失對管理者的耐心(Sandri and Valencia,2013)。如果潛在冗余資源較少、負債率較高，企業將會承受來自外部債權人等更大的壓力，因而更有動力去搜尋環境機會，尤其那些ST公司的管理者更希望通過并購等重組行為向外部傳遞其正致力于扭轉困局的信號，以重獲信任和支持。基于上述分析，提出：

假設3a：非沉淀冗余資源越多，困境企業越傾向于并購。

假設3b：沉淀冗余資源越多，困境企業越傾向于并購。

假設3c：潛在冗余資源越少，困境企業越傾向于并購。

(三)企業外部環境

環境資源充裕與否會影響到企業資源需求能否滿足，進而對企業策略和行為產生影響。環境資源較充裕時，無論何種企業均擁有更大的策略選擇空間，能夠較容易地通過其它方式獲取所需資源，企業并購的動機因而減弱。環境資源較匱乏時，企業對資源的爭奪加劇，競爭也更為激烈。此時，優秀的企業愿意且有能力通過多種形式的合作與聯盟獲得所需資源，并避免競爭(Huber and Scheytt,2013)，并購等外部重組行為不再是其獲得外部資源的唯一途徑。但是困境企業在談判過程中常處于劣勢地位，其無法、也不傾向于通過建立聯盟等方式獲得所需資源(Morrow,et al,2007)，因此，并購對這類企業顯得尤為重要。基于此，提出：

假設4a：環境資源越不充裕，困境企業越傾向于并購。

行業成長較快意味著該行業的新進入者會更多，對資源的爭奪更為激烈，導致環境資源的充裕性降低，困境企業從外部獲得資源的難度增加，因而它們更加傾向于并購。需要說明的是，行業快速成長雖然會帶來更多的資源流入，但是投資者等更傾向將資源注入績效良好的企業中，而非困境企業，這反而造成后者處于更加不利的競爭地位，經營狀況進一步惡化。而且，行業處于成長期時，產品需求量增加(Musteen,et al,2011)，進而催生出更多企業，因此潛在的并購對象增多，并購更容易實現。據此，提出：

假設4b：行業成長越快，困境企業越傾向于并購。

二、實證研究設計

(一)樣本選取

如果上市公司被實施特別處理(Special treatment,ST)，則通常表明其已經陷入困境(如最近兩個會計年度的審計結果顯示的凈利潤均為負值)。本文在選擇困境企業樣本時亦采用此判斷標準*也有文獻通過行業績效均值判斷企業是否處于困境或者績效不良。這一做法隱含的邏輯是，行業績效均值是管理者判斷企業績效水平的重要參考，低于行業均值將引起管理者的危機感，并進行響應。本文認為這種做法值得商榷：一方面，不同行業的競爭程度和盈利水平不同，無法通過是否高于均值判斷企業是否處于困境或者績效不良；另一方面，對企業績效水平的認識不應局限于和行業均值的比較。。我們收集了2002—2006*本文需要檢驗并購決策差異對企業未來造成的影響(是否暫停上市)，而且這種影響具有滯后性，所以這里僅選擇至2006年的樣本企業；因為2002年1月1日我國實施《虧損上市公司暫停上市和終止上市實施辦法(修訂)》，2002年之后，我國證券市場對特別處理、暫停上市等管理更為規范化和制度化，因此選擇2002年作為樣本選擇的起始年限。年間中國證監會等發布的ST公告，總共涉及227家企業，并做了如下處理：(1)剔 除無法獲得數據的公司。(2)剔除部分雖然因為信息披露問題而被實施ST，但隨后很快遞交摘帽申請并獲得通過的公司。(3)若某個企業有多個ST公告，則取第一次。最終，得到206家樣本企業，企業的行業分布、實施ST的年份和實施ST的原因情況見表1。相關公告、財務數據等來自CCER數據庫和Wind數據庫。

表1　樣本企業分布狀況

(二)變量定義

1.被解釋變量：是否并購

搜索樣本企業在實施ST當年的并購事件公告，并藉此判斷它們是否發生了并購行為。其中，本文對并購日期的確定以完成期為基準，即并購事件狀態為“完成”，交易標的包括股權和資產兩種，交易金額和次數也因企業而異。本文主要研究并購傾向，因此為簡化起見，采用0-1變量表示并購行為發生與否，其中，0代表沒有實施并購，1表示實施并購。

2.解釋變量

(1)并購經歷。采用0-1變量表示并購經歷。并購經歷的時間窗為實施ST前2年，原因在于，這類企業在實施ST的前2年大多表現出績效不良，故選擇這一階段的并購與否作為并購經歷能夠更好地檢驗假設1a。

(2)是否剝離。和被解釋變量的測量方法類似，本文通過公告判斷樣本企業在實施ST當年是否以標的出讓方身份實施剝離，0表示沒有實施，1表示實施。

(3)規模。采用實施ST前1年末的總資產衡量(單位：十億元)。

(4)運營效率。采用實施ST前1年度的總資產周轉率衡量。

(5)產出不確定性。采用實施ST前3年ROA的方差衡量(Ben-Ner,et al,2012；Hamid,et al,2014)*產出不確定性有時也直接被稱為風險，為了避免和并購風險等混淆，本文采用了產出不確定性的說法。。

(6)與相關文獻(Geiger,et al,2014;Syafruddin and Mu’id,2012;Lin and Liu,2012; Bradley,et al,2011)一致，本文用速動比率衡量非沉淀冗余資源，用管理費用/銷售收入衡量沉淀冗余資源，用資產負債率衡量潛在冗余資源。其中，資產負債率越大，潛在冗余資源越少。冗余資源的相關數據均為實施ST前1年末的數據。需要說明的是，除流動率之外，還有學者用流動比率衡量非沉淀冗余資源。流動率和速動率相關度較高，用流動比例衡量時，得出的結論與速動比率類似，因此本文僅匯報利用速動比率衡量時所得到的結果。對于沉淀冗余資源，國外文獻也有用(銷售費用+管理費用+一般費用)/銷售收入進行衡量(Iyer and Miller,2008)，由于無法獲得這一準確數據，因此采用管理費用/銷售收入替代。

(7)環境充裕性。相比其它地區，沿海省份(市)的經濟較為發達，資金、技術等資源較為充裕。因此，本文采用0-1變量表示環境資源的充裕程度，以公司注冊地為準，其中，北京、上海、天津、遼寧、河北、山東、江蘇、浙江、福建、廣東、海南等地的上市公司設定為1，其它的設定為0。這一做法與Peng等(2007)的一致。

(8)行業增長。采用實施ST前1年行業營業總收入的同比增長率衡量，其中行業的確定參照證監會行業分類標準。

3.控制變量

(1)年份。由于經濟形勢、政策和法律法規等因素同樣會影響企業并購行為的發生，因此，本文控制了年份變量。

(2)行業。不同行業中的企業也會表現出不同的并購傾向，樣本企業來自13個行業門類(按照證監會行業分類標準)，本文采用12個啞變量控制行業。

由此，本文構建了如下關于并購策略的方程，限于篇幅，年份和行業變量并未包含：

是否并購=β0+β1并購經歷+β2是否剝離+β3規模+β4運營效率+

β5產出不確定性+β6非沉淀冗余資源+β7沉淀冗余資源+

β8潛在冗余資源+β9環境充裕性+β10行業增長+ε

(1)

三、實證研究結果

本文采用SPSS 16.0軟件進行數據分析，結果統一保留小數點后3位。表2為并購企業和未并購企業相關變量的均值檢驗結果。其中，實施ST當年共有70家企業實施了并購，其它136家企業并未實施。表2最右列是這兩組企業相應變量均值T檢驗結果，從中可見，兩類企業在是否同時剝離資產、運營效率、產出不確定性、非沉淀冗余資源、環境資源的充裕性、行業增長方面存在顯著差異(單邊檢驗結果均至少在p=0.05水平上顯著)，并且符號和假設完全一致，說明這些因素和企業并購行為的發生之間存在顯著的相關性。其中，實施并購的企業有著更多或更高的剝離行為(0.471對0.294)、運營效率(0.335對0.272)、非沉淀冗余資源(0.807對0.655)、行業增長(0.229對0.174)，有著更低的產出不確定性(0.015對0.053)和環境資源的充裕性(0.429對0.559)。同時，這兩類企業在并購經歷、規模、沉淀冗余資源、潛在冗余資源方面均未表現出顯著區別。因此，均值檢驗的結果表明假設1b、2b、2c、3a、4a、4b得到支持。表3列示了變量的描述性統計和相關系數。

表2　并購企業和未并購企業相關變量的均值檢驗結果

表3　變量的描述性統計和Pearson相關系數

表4　對并購是否實施的多元logistic回歸分析結果

表4為對是否并購進行logistic回歸的結果。限于篇幅，表中并未標出行業和年份啞變量的回歸結果，其中，關于年份的啞變量和被解釋變量之間均顯著相關，而行業的均不相關。表4顯示，整個模型的Nagelkerke R2值為0.514，Cox & Snell R2為0.371，說明模型對于因變量的解釋力度較高。其中，同期是否剝離資產、非沉淀冗余資源、行業增長和并購之間存在顯著的正相關關系，而規模、產出不確定性、潛在冗余和環境資源的充裕性則與是否并購之間顯著負相關，均至少在p<0.1水平上顯著。由此，假設1b、2a、2c、3a、3c、4a、4b得到證實。

綜上可知，假設1b、2c、3a、4a、4b得到兩種檢驗的同時支持，假設2a、2b、3c則得到一種檢驗的支持，而并購經歷、沉淀冗余資源和并購決策之間并不存在顯著的相關性。在表4的最右欄，我們計算了實施并購可能性的標準差改變(standardized factor change)，計算的方法如下：各個解釋變量的標準差改變=[exp(系數*標準差)-1]*100，其中，系數和標準差均是標準化后回歸得到的結果。這樣做的目的是量化解釋變量對被解釋變量的影響。例如：規模增加一個標準差，則實施并購的可能性要降低9.852%。表4同時顯示，潛在冗余資源和產出不確定性對困境企業的并購決策將產生主要影響，分別為403.994%和-99.959%。

四、反思我國ST企業的并購邏輯

上文證實，困境企業并購與否和企業內外部情境因素相關，即具有一定的規律性。那么，這一規律是有利還是有害的？對此可以從正反兩個方向理解：一方面，根據Randall等(2006)，大量企業普遍遵守的決策和行為規律體現的是群體智慧，應當是理性和正確的；另一方面，根據Burns和Marx(2014)，企業陷入困境的主要原因在于其決策能力低下，那么它們中普遍存在的決策規律等的科學性就值得商榷。因此，困境企業究竟是否應該遵循這一規律呢？接下來進行深入探索。

第一，計算實際并購決策對規律的偏離程度(為表述方便，下文統一用“并購決策差異”替代)，即結合各個企業的情境因素值以及表4顯示的并購決策規律，得到關于企業是否應當并購的期望值，然后比較實際是否并購和該期望值之間的關系*雖然部分因素和可用資源之間的關系并不顯著，但是我們在回歸方程中仍然將其寫入，因為加入更多因素可以更好地解釋解釋變量。現有文獻也有類似的做法，如Randall等(2006)。，具體計算方法如下：

(2)

第二，ST企業以后要么暫停上市(包括終止上市)，要么摘帽，因此我們用是否暫停上市衡量企業績效，進而考察并購策略對未來績效的影響。參考Lau(2014)的研究方法，本文采用二分變量表示樣本企業的未來狀態，其中，1代表暫停上市，0則代表其它。我們以2012年12月31日為觀測點，發現樣本企業中總共有54家曾被暫停上市，暫停上市的日期來自于滬、深證券交易所網站，而且并未發現樣本企業存在摘帽之后又被暫停上市的現象。

第三，其它因素同樣會影響到企業的生存和績效。(1)年齡。Bischof等(2004)發現，企業年齡與生存能力正相關，因此將年齡作為控制變量，測量方法為：計算成立日期到ST公告當年年末的天數，然后除以360，單位是年。(2)實際控制人。國有企業生存能力通常被認為強于其它企業，李善民和周小春(2007)也證實國家持股比例會影響到企業并購績效，因此，將企業的實際控制人作為控制變量。其中，實施ST當年實際控制人為國家的取1，其它的取0。(3)財務風險。Z值常被用于衡量企業財務風險和解釋企業破產的原因(Eriksson,et al,2014)，本文同樣將其作為控制變量。其值越大說明財務狀況越好，數據均來自于ST公告當年年末年報。Z值的計算公式如下*現有文獻中同樣有其它計算Z值的方法，本文采用姜付秀等(2009)所示的方法計算Z值，并帶入方程(4)進行分析，得到與表5和表7中同樣的結論。：

Z值=6.56*(營運資本/總資產)+3.26*(留存收益/總資產)+

6.72*(息稅前利潤/總資產)+1.05*(企業市值/總資產)

(3)

表5　暫停上市企業和其它企業的相關變量均值檢驗結果

同樣，先對不同企業間的變量進行均值檢驗，結果見表5。從中可知，暫停上市企業并購決策差異值均值(0.185)顯著低于其它企業的均值(0.303)。因此，并購決策差異越大，越有助于企業的生存。此外，暫停上市企業和其它企業的年齡、Z值、實際控制人都存在顯著區別，沒有暫停上市的企業的年齡更小、Z值更高，而且實際控制人多為國家。

Cox比例風險模型常被用于進行生存分析，本文也采用該模型進行檢驗。根據上文分析，建立風險模型：

hi(t)= h0(t)exp[γ1并購決策差異+γ2年齡+γ3Z值+γ4實際控制人]

(4)

其中：hi(t)是在時刻t時的風險評估值，h0(t)為初始風險值。

表6　是否暫停上市相關變量的描述性統計和Pearson相關系數

我們計算從ST公告當天到暫停上市公告當天的天數作為這類企業的生存時間，其它企業的生存時間計算則從ST公告當天到2012年12月31日，同樣以年(360天)為單位。在Cox回歸分析時，以1作為事件的發生(即暫停上市)。表6為相關變量的描述性統計和相關系數，回歸結果見表7。表7中共有3個模型，模型1中僅包括控制變量，模型2中加入了是否并購，結果顯示，并購與否和企業是否暫停上市之間無顯著的相關性，這與呂長江和趙宇恒(2007)的研究結論一致，即并購之類的重組行為不會對企業未來績效產生直接影響。模型3則在模型1的基礎上加入了并購決策差異，χ2由模型1的35.731增加至39.051，并購決策差異和暫停上市之間的相關系數為-1.549 (p=0.024)，這一結果和表5得到的結論完全一致。表7同樣證實，Z值對ST企業是否暫停上市有顯著影響(系數小于0，且至少在p<0.01水平上顯著)，但是年齡、實際控制人對其影響不顯著。

我們對此進行了穩健性分析：(1)以上報告的結果是以暫停上市的公告時間為準，而實際暫停上市時間與公告時間會有0到8天的差異。在此以實際暫停上市時間為準重新分析，得到的結果未發生改變。(2)除暫停上市之外，我們還用是否終止上市衡量ST企業的境況是否惡化，得到的結果也與上文一致，其中，終止上市企業共28家，并購決策差異均值為0.131，并購決策差異和終止上市的相關系數為-1.177(在p<0.1水平上顯著)。因此，可以認為，本研究結果的穩健性較高。

五、結論和討論

困境企業對并購有著天然的偏好，但并非所有困境企業都會實施并購，本文試圖探索其中的規律。通過分析2002—2006年間我國206家ST企業的財務數據和并購事件，研究證實，困境企業的并購受到組織內外部環境因素的影響，具體體現為：剝離事件和并購事件相伴出現，企業的規模、產出不確定、潛在冗余資源、環境資源充裕性和并購行為之間呈負相關關系，運營效率、非沉淀冗余資源、行業成長速度和并購呈正相關關系。

上述結論表明，困境企業的并購具有自身的規律性，但是進一步研究發現，按照這種規律去實施并購時，企業的經營狀況會惡化。原因可能在于：一方面，困境企業會根據之前的重組經歷以及內外部環境因素做出是否并購的“理性”決策和行為，但是“理性”并不必然正確。一般而言，企業被實施ST，說明其決策能力有限，進而會體現在并購決策上。另一方面，企業按照這種規律去制定決策，說明并購與否更多是受所處情境誘發，這可以被認為是組織僵化的一種表現。這些告訴我們：第一，并購并非總是有效的。并購經常被認為是ST企業起死回生的法寶，很多企業都把并購視為資源配置或者投資的首選方案，但是本文并未發現并購與否和ST企業的未來績效之間存在顯著相關性。第二，對企業行為的研究應引入企業的能力變量。Cyert和March(1963)指出，企業在困境中的決策更加謹慎，通常也更加科學，但是本文結論表明這類企業決策能力普遍較低，它們所遵循的并購決策規律會將其引入更大危機。第三，困境企業在調整和變革時首先應該重構決策邏輯。ST企業為了扭轉困境常常會實施并購，但是并購只是一種工具，重構決策邏輯對于它們更加重要，這需要企業做出更換CEO、從外部引入決策支持之類的變化。第四，大量企業遵循的規律未必是正確的。現有的管理學研究高度關注并致力于找尋企業中普遍存在的規律，本文結論則說明那些困境企業所遵循的規律需要謹慎對待，未來在開展相關研究時應仔細篩選用于分析的企業樣本。

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(責任編輯張建軍)

Logic and Effectiveness of Distressed Firms′ Acquisition Activities:Taking China′s Specially Treated (ST) Firms for Example

LI XiaoXiang1,2XIE YangQun3

(1.Anhui University, Hefei 230601; 2.University of Chinese Academy of Sciences, Beijing 100049;3. Huaibei Normal University, Huaibei 235000)

This paper analyzes the logic of distressed firms′ acquisitions by using the data of China′s Specially Treated (ST) listed firms from 2002 to 2006. The empirical study shows that divestitures usually take place co-instantaneously with acquisitions, and some factors influence the possibility of acquisitions′ occurrence significantly. These factors includes firms′ size, operational efficiency, uncertainty of production, unabsorbed slack, potential slack, environmental munificence and growth rate of industry. It proves that decisions about acquisitions in distressed firms have regularity. Further, the study of Cox′s proportional hazards regression model built in the paper indicates that if the firms obey the rule closely, then the firms will drop into worse situation, and vice versa. It demonstrates that distressed firms should reevaluate and reconstruct the decision logic before they make choice about whether taking acquisition or not.

acquisition; specially treated; resource; situational factor; slack

2014-05-04

李曉翔(1982--)，男，安徽壽縣人，安徽大學商學院副教授，中國科學院大學科技管理學院博士后。

謝陽群(1962--)，男，安徽無為人，淮北師范大學副校長，教授。

國家自然科學基金項目“中小企業組織冗余、組織搜索和產品創新：傳導機制與情境因素研究”(71102157)、“差錯文化、歸因傾向和差錯報告：作用機制和情景因素”(71273109)；國家社會科學基金項目“資源結構、策略選擇與中小企業創新績效關系研究(15CGL011)”。

F272.3

A

1001-6260(2015)04-0122-09

財貿研究2015.4