上市公司殼資源價值影響因素實證研究*

中國財政科學研究院段小萍清華大學五道口金融學院 許珂

上市公司殼資源價值影響因素實證研究*

中國財政科學研究院段小萍清華大學五道口金融學院 許珂

本文選取2008-2013年83個借殼上市案例面板數據，從被借殼方視角計算殼價值率，實證檢驗衡量殼價值率與政策影響、宏觀經濟趨勢、借殼動機及雙方議價能力等四個方面的相關性。研究結果表明：殼價值率與宏觀經濟趨勢成正比；與扣非后EPS及股權集中度成反比。通過對借殼上市不同路徑分析，即原公司資產有無被置換出來，本文發現不同路徑可能存在不同的內生性原因。實證結果表明，資產置換類案例與吸收合并類案例中發生并購的殼價值率具有不同的影響因素，其中吸收合并類案例通常意味著較高的殼價值率。

殼資源 借殼上市 借殼路徑 IPO 暫停

一、引言

我國股票發行保薦制度和不完善退市機制為企業上市帶來較高門檻。但同時，上市帶來的融資效應、廣告效應及各種稅收優惠又使我國企業對上市有著明顯偏好。“入市資格”的供給與需求矛盾使得很多企業轉向間接上市。尤其是在重大資產重組尚未達到與直接上市同樣嚴格的政策標準（2013年）之前，借殼上市通常被視為繞過重重審核間接上市的有效途徑。

但是隨著市場環境的逐漸寬松，當上市資格不再成為一種稀缺資源，我國股市中的殼資源價值會隨之縮水，為企業借殼上市帶來更多不確定性。因此，研究上市公司殼資源價值影響因素可為擬上市企業選擇目標公司、制定談判購買價格提供科學依據，并指導企業在借殼上市時制定合理價格，避免重組失敗；有利于促進借殼上市并購的完成；長遠看來，還有利于幫助我們估計股票發行注冊制改革后我國股市的縮水比例，為投資者理性考察上市公司未來收益帶來科學決策與參考。

二、文獻綜述

由于國外股市的“殼”并不足以構成一種資源，因此針對“殼資源”的相關研究較少。作為我國股市的特有現象，對于“殼資源”的研究開始于對“殼資源”的定義。比較有代表性的是胡繼之（1998）依據上市公司規模及業績將其分類，并從廣義和狹義角度對殼資源進行定義；陳永忠（2004）從狹義的視角指出“殼資源”是由上市資格帶來的入市融資和交易的權利，是一種市場產權。對于殼資源價值的研究，主要從兩個方面展開：一是關于殼資源估值理論研究，一是關于對買殼上市并購溢價的研究。

（一）關于殼資源估值理論研究關于殼資源估值理論的研究，我國學者主要集中于對殼資源估值方法的探索。

（1）價差法。根據對“殼”資源定義的描述，可以發現上市公司的價值包含該公司作為一個相同條件下的非上市公司所具有的價值，即公司價值；也包含了由于具有上市資格，能在場內交易帶來的殼價值。因此，要確定殼價值，只需知道該上市公司的市場價值和公司價值。

關于上市公司公司價值的研究，在股改前，我國股市是二元結構，存在大量非流通股，只能通過場外交易轉讓，流動性較差。非流通股的場外交易價格接近上市公司作為同等情況下未上市的公司價值（這里認為上市主要是增加了該公司所有權流動性）。柯昌文（2011）認為非流通股股份的交易價格反映了上市公司的公司價值，因此可以選擇非流通股的場外交易價格衡量公司價值。本文認為，我國股改自2004年開始，到2007年幾乎已經完成，在2008年后，并無非流通股及交易價格，這種方法對于評估2008年后借殼上市的案例具有一定的不適應性。納鵬杰（2002）認為殼公司整體資產有幾種評估方法，較為重要的評估方法分別是：凈資產法，即以凈資產賬面價值作為其公司價值。此方法的優點是可操作性強、客觀、縮短買殼時間及降低談判成本，但該辦法沒有考慮諸如人力資源，品牌等無形資產；清算價格法是以假定被借殼方為即將破產的公司為前提進行評估的，由此衍生出凈資產評估值方法。陳品亮（1999）認為用清算價格法比較適合估計上市公司的公司價值，但此方法是以該公司將要破產為前提假設的，實際運用中，應當考慮是否符合這種前提。此外，還有市價法、重置成本法和競拍價格法等等，但這些方法要么忽視公司無形資產，要么可行性具有一定的局限性。

（2）買殼成本法。王性玉等（2002）運用買殼成本法，指出市場決定了殼資源的價值，企業通過買殼上市的成本應與直接上市的成本相同，即借殼成本是企業在直接上市過程中的尋租成本和IPO的固定成本之和。因此可以用直接上市成本估計借殼上市的成本。但買殼成本法的前提是市場有效，企業上市的不同路徑無套利，這個假設在我國股市弱有效性的前提下較難成立，其次尋租成本（如社會關系）等也不易衡量。

（3）殼價值增值法。柯昌文（2010）運用殼價值增值法，在測算德棉股份的殼資源價值時指出，殼公司原股東從運作該殼公司上市到轉讓股份獲得增值由三部分組成：因經營管理而提升的經營增值、因初次上市帶來的IPO增值以及具有入場交易資格而產生的殼價值。因此可以將該公司從上市到現在所有的經營增值、IPO增值從市值中減去，從而得到殼價值。該方法雖然具有相當的合理性，但因數據獲取較為繁瑣，且部分公司上市后大股東幾經變化，交易往往會帶來并購溢價，不能對所有公司采取相同的計算方法，因此，本文對該方法的使用也沒有進行考慮。

（4）AH股溢價法。陳書炎（2013）則運用AH股溢價法，通過研究在A股和H股同時上市的公司，認為AH股溢價就是由于兩地股票發行和交易制度的區別所帶來的殼資源價值。這種方法比較簡便，但它粗略地把AH股溢價的所有原因歸結到殼資源上不夠合理。造成AH股溢價的原因很多，例如存在投資者偏好、由于信息披露不同帶來的過度或適度投資等問題。另外，能在AH股同時上市的公司本身規模較大，業績較好，并不能代表A股所有的公司，樣本有偏，估計結果可能具有一定片面性。

綜合以上評價四種方法，價差法是比較合理的一種估算方法。在假設公司債務的賬面價值與市場價值相同的前提下，用上市公司股權的市場價值與凈資產評估值或凈資產的賬面價值之差估計殼資源價值。

（二）對買殼上市并購溢價理論的研究當前主流的關于并購溢價的理論是Nielsen和Melicher以128起并購的案例為樣本研究的協同效應下的并購溢價理論。通過選取經營協同效應，瞬時財務協同效應，實際財務協同效應和主并公司并購前特征的四種并購動機的代理變量，發現并購溢價與相對市盈率、主并企業主營利潤比率成正相關，與EPS變化比例及現金流比率成負相關。此外，該研究還從“討價還價”理論和“經營預期”理論兩方面討論了財務協同效應不顯著的原因，對本文具有一定的啟發和借鑒作用。具體到買殼并購的案例，國外鮮有對買殼上市并購溢價的研究。國內關于買殼交易并購溢價文獻主要有：李東明（1998）認為殼公司溢價主要受市場供求關系的影響，并分析了其與股權結構等因素的關系。該研究從理論上比較充分，但缺乏實證證明，而且其中一些影響因素如專業化程度無法量化，需要另選代理變量。此外，由于我國證券市場愈加寬松，殼公司溢價逐步降低，并且從2004年開啟股權分置改革，溢價高低與另外一些因素相關。游達明等（2004），胡冰（2005）與劉麗英（2009）均對殼資源的溢價問題做了實證研究，考察了其與盈利能力，負債能力，流動性，股權結構等因素之間的關系。但不同的研究采用了不同的殼定義：游達明采用價差法；胡冰采用成本收益法；而劉麗英采用了寬派的殼定義。因此，三人的結論也各有不同，而且，在三項研究當中每項研究都有可以改進的部分。

三、理論分析與變量選擇

（一）理論分析

（1）借殼上市及路徑介紹。證監會對“借殼上市”的定義是：“利用資本市場并購重組制度實現上市的一種方式，通常指收購人取得上市公司控制權同時或者之后對上市公司實施重大資產重組的行為”。因為我國上市有門檻，殼資源的價值包含在所有上市公司的市值中。但在企業日常的營運中并不能被很好地剝離和衡量，它更多體現在買殼交易的溢價中。因此本文通過借殼上市溢價來剝離殼資源，進而探索殼資源與哪些因素有關。

正如本文在定義中提到的，借殼上市的一般路徑中包含獲得控制權和置入資產兩種行為,如圖1所示。

圖1 借殼上市路徑

在實際操作中，部分案例是先通過協議轉讓，要約收購等方式獲得控制權，再將借殼方資產置入，通常情況下會進行原公司資產的剝離。但是在有些案例中，獲得控制權和置入資產兩步是同時進行的。通過增發換股的方式，殼公司向借殼方發行股票，反向收購借殼方資產。而在這種案例中，殼公司的資產大多不會剝離，我們把這種方式叫做吸收合并。這種方法的優勢在于減少資金壓力，促進借殼上市的完成。

本文之所以將借殼上市路徑加以區分是因為在第一種路徑中，因為要進行資產置換，借殼雙方會請第三方對雙方資產進行評估，達成統一意見，進而將原公司資產置出。而在吸收合并的方式中通常只對要借殼方（置入資產方）進行資產評估，原公司資產無評估值。這種借殼路徑的區別會直接影響我們計算殼資源價值時采用的方法，下文中會分別處理。

在取得借殼上市控制權之前，有些案例中，殼公司會以其全部業務和資產定向回購并注銷原大股東所持的股份，或者將其全部業務和資產轉讓給擬借殼企業的控股股東，相當于制造了凈殼公司。但這種資產回購是殼公司與原控股股東之間的關聯交易。考慮到關聯交易會導致資產回購價格不公正，如原大股東會“支持”殼公司盡快借殼成功，從而溢價收購資產。并且在實際中，這種借殼路徑比較少見，因此本文會剔除這種借殼路徑的案例。

（2）殼資源計算方法。

上市公司的市值=股權市值+債務市值

假設公司負債的市場價值與其賬面價值相同，我們可以只關注股權。根據本文在文獻綜述中的定義，這里采用“殼”資源是一種市場產權的狹派觀點：

殼價值=上市公司股權的市場價值-作為私人公司時的股權價值

上市公司股權的市場價值=股本×股價

公司股權作為私人公司時的價值代理變量其凈資產評估價值；若無，則采用股權的賬面價值。結合前述借殼上市的路徑，這兩種計算方法代表不同的借殼途徑，在下文中，我們會看到這種區別。

此外，為了使不同規模、行業的公司可比較，本文定義殼價值率：

殼價值率=殼價值/股權的市場價值×100%

下文中將“股權的市場價值”稱為市值，“作為私人公司時的股權價值”稱為公司價值。

（二）變量選擇綜合前人的研究成果及影響殼資源價值因素的理論分析，本文認為殼資源價值影響因素解釋變量的選取應從以下幾方面考慮：

（1）政策影響。借殼上市受到許多政策約束。近期出臺的相關政策包括2008年初通過的《上市公司重大資產重組管理辦法》（下文簡稱“辦法”）；2011年9月開始實施的《關于修改上市公司重大資產重組與配套融資相關規定的決定》（下文簡稱“決定”），增加了針對借殼方的財務要求；以及2013年底公布的《關于在借殼上市審核中嚴格執行首次公開發行股票上市標準的通知》（下文簡稱“通知”），禁止了在創業板借殼上市，并明確提出借殼上市與直接上市門檻相同。隨著政策約束越來越嚴格，企業在借殼上市時受到的約束增加，導致買殼成本增加，借殼方對殼資源的支付意愿逐漸減小。

此外，考慮到我國直接上市受到監管約束，IPO暫停成為救市常見手段，當處于IPO暫停期時，上市資格供給減少，根據供需理論，被借殼公司的價值中殼價值比例較高。然而，考慮到IPO暫停的內生性原因——股市低迷，擬上市公司如果是為了獲取更加豐富的融資途徑，市場低迷期上市并不能滿足其融資需求，這會產生與供給需求角度相反地影響。此外，借殼上市一般需要一年半到兩年時間，一般借殼上市時間會覆蓋IPO暫停期，即選擇借殼上市也許比等待至IPO解凍選擇直接上市需要的時間還長，綜上所述，IPO暫停對殼資源價值率的影響方向相反，可能相互抵消，也可能其中一種占優。

（2）宏觀經濟趨勢。宏觀方面，上市公司的殼價值與宏觀經濟趨勢有關，經濟整體運行良好時，股權的市值一般較高。但考慮到被借殼的公司大都是業績較差或停業，利潤率較低甚至為負的公司，公司價值受宏觀經濟趨勢影響較小或沒有影響，因此殼價值率相對較高。而當經濟發展下行時，公司的公司價值萎縮，殼價值率相對較低。本文采用股指收益率來衡量宏觀經濟的趨勢。

（3）借殼上市動機。除了政策影響和宏觀經濟趨勢影響外，借殼上市的動機也對殼資源的影響較大。一般而言，企業借殼上市的動機有兩種，分別是戰略性動機和財務性動機。

戰略性動機指上市公司資產重組是為了拓展原公司主營業務，提高市場勢力，增強競爭力，擴大市場份額，降低風險，增加利潤，從而收購一個與原公司業務相關的企業，這種情況下要求被借殼方業績良好；財務性動機，也就是借殼上市的主要動機是以融資為目標，通過吸納新資產，改變主營業務，使其轉變為財務狀況較好的盈利公司，再利用上市信號所帶來的低違約風險向銀行貸款，或者在證券市場進行直接再融資。這種情況下被借殼公司通常業績較差甚至大部分是特殊處理（Special Treatment）的企業。顯然，當借殼上市是出于財務性動機，被借殼方價值中的殼資源率較高，而若是出于戰略性動機，其殼資源價值率會比較低。

綜上，我們主要根據被借殼方的財務狀況對借殼上市的動機加以區分，具體來說，包含其公司的盈利能力，償債能力，流動性。一般而言，其財務表現越好，代表公司主營業務比較健康，收購動機傾向于戰略性動機，殼價值比例較低，反之則越高。

此外，一些特殊處理（Special Treatment）的企業，實際上是近三年財務狀況整體表現較差的公司，這種借殼上市通常出于財務性動機，其殼資源價值率一般較高。其次，對于出于財務性動機借殼上市的案例，可以從借殼方的角度進行細分，不同行業、規模的企業以及處于不同階段的企業對融資的需求不同。此外，借殼企業收到一些行業政策影響，直接IPO成本較高，轉而尋求借殼上市，此時被借殼方的殼價值比例較高。

（4）雙方議價能力。議價能力可以用被借殼方的股權集中程度衡量。一般而言，被借殼方都是傾向于借殼成功的，這樣才能改善公司效益，盤活原股東手中資產，而股權越集中，雙方談判成本越小，殼資源率也比較小。其次，借殼雙方實力對比也能反映雙方議價能力。借殼方與被借殼方實力對比越懸殊，雙方議價空間越大，殼資源越容易賣高價。此外借殼雙方實力對比也從市場預期和市場信心的角度影響了殼資源價值。當市場得到雙方擬借殼資產重組消息后，相比于原公司，借殼方實力越雄厚，市場對該公司未來現金流預期越高，公司股價升高，其殼資源價值增加。

四、模型設定與變量描述

（一）模型設定與變量選擇本文基本模型設定為：

其中變量定義如下：

（1）被解釋變量定義。本文的被解釋變量是上市公司的殼價值率，是上市公司殼價值與其市值之比。股權的市場價值是指董事會預案公告日當天的股市收盤價與股本的乘積。因為我國股市有漲停的限制，若當日股價有漲停，則順延至下一日，直到無漲停的股市收盤價。若預案公告日當天及其后的一星期內該只股票處于停牌狀態，則采用離預案公告日最近的上一次財務報表中的歷史數據，市凈率與每股凈資產估計股價。

由于借殼上市路徑區別，采取資產置換路徑的案例中被借殼方有凈資產評估價格。在這種情況下，上市公司的公司價值采用凈資產評估價格作為代理變量，并以評估基準日或距評估基準日最近的上一次財務報表中的數據摘取解釋變量。

采取吸收合并且被借殼方資產無剝離的借殼路徑中因并無凈資產評估價格，上市公司的公司價值用董事會公告日或距離董事會公告日最近的上一次財務報表中的凈資產的賬面價格做代理變量。

（2）解釋變量定義。根據前述解釋變量理論分析，以及實際中數據的可得性，本文定義如下變量（另下文中涉及到的所有虛擬變量，若需要以時間作為判別標準的，均采用董事會公告日，下文不再贅述）：

借殼政策（POL），本文選取的樣本中最早的數據是2008年4月20日，最晚是2013年6月1日，即只有《決定》的出臺影響了樣本的政策環境。以2011年9月為界點，設立虛擬變量，2011年9月之前公告的案例記為1，其后為0，預計此項系數為正。

IPO是否暫停（IPO），本文選取的樣本區間所覆蓋的IPO暫停期主要是從2008年9月到2009年7月和2012年11月到2013年底。設立虛擬變量，公告期在IPO暫停期間的案例為1，其余為0。由于IPO暫停帶來相反方向的影響，此項符號待定。

股指收益率（MACIND），衡量宏觀市場趨勢，采用追溯性方法，選取當日和三月前同一天的上證指數或深成指數，計算股指收益率。由于殼資源率與宏觀經濟趨勢成正比，預計此項系數為正。

年份虛擬變量（YEARD1/YEARD2/YEARD3/YEARD4/ YEARD5），由于樣本均是單獨的事件，既不屬于時間序列數據，也不是橫截面數據，為了排除時間的不同造成的誤差，設立年份虛擬變量作為控制變量。根據虛擬變量數目是被區分項目減一的原則，設立5個虛擬變量，發生在2008年的案例YEARD1記為1，其余為0，以此類推，發生在2013年的案例將5個虛擬變量均記為0。

是否（ST），衡量被借殼公司的長期財務表現，從而反應這起借殼上市案例的動機，設立虛擬變量，若被借殼方是ST公司，該項記為1，反之為0。該項符號預計為正。

扣非后（EPS），衡量被借殼方上一財務年度的盈利能力。一般而言，衡量盈利能力多采用資本回報率（ROE），但ROE數據并不完整，這里用EPS代替。采用距資產評估基準日（若有）最近的上一次財務報表中的數據，或采取距董事會公告日最近的上一次財務報表中的數據（以下資產負債率和貨幣性資產占比時間標準相同）。此項系數預測為負。

資產負債率(DEBTR)，衡量被借殼方的資產結構，總負債與總資產之比。系數預測為正。

貨幣性資產占比（LIQUI），衡量被借殼方的流動性，貨幣性資產與總資產之比。貨幣性資產占比越低，被借殼方資產充實度越低，其凈資產評估值和凈資產賬面價值虛高可能性較大，殼資源價值率高于同等情況下貨幣性資產占比高的公司，此項系數預測為負。

行業（INDU），從趨勢分析中進一步發現，借殼方是房地產相關行業或能源相關行業的，對殼資源需求更加迫切，設立虛擬變量，若借殼方屬于二者中任一行業，該項為1，否則為0。系數預測為正。

股權集中度（CONCE），衡量被借殼方在借殼發生時的股權分布情況，以被借殼方前三大股東股份比例平方之和表示。預計此項符號為負。

股本擴張（CAPEXP），衡量借殼雙方的相對實力，用并購完成后的股本與并購發生前的股本之比表示。借殼雙方實力差別越大，殼資源定價空間越大，且市場預期和市場信心也會將殼資源價值推高。而衡量雙方的實力最好用相對回報率等指標，但借殼方在上市完成前并無可參考的數據，本文用相對股本規模來代替。該項系數預測為正。

是否滬市（SHSZ），考慮到不同市場可能有摩擦或政策不同帶來的影響，本文引入“是否滬市”作為控制變量，設置虛擬變量，若該借殼上市發生在滬市，該項為1，否則為0。此項符號待定。

是否吸收合并（METH），考慮到不同的借殼上市路徑可能存在的內生性原因，本文引入“是否吸收合并”作為控制變量，若在借殼上市時，有原公司凈資產的評估值或者對原公司資產進行了剝離，該項為0，否則該項為1。一般而言，采用資產置換路徑的并購案例證明原公司還有一定的資產，殼資源率相對較低，反之，殼資源率則較高。這種區別可以從下文的“樣本分類”中看出，所以該項符號預計為正。表1為本文涉及到的變量。

（二）樣本選取及描述統計據同花順ifind統計，2008至2013年A股累計借殼上市的企業共112家，其中成功上市94家（成功定義為到2014年4月前獲得證監會核準），其余均失敗或正在進行中。考慮數據的可得性和全面性，以及排除可能存在關聯交易影響的凈殼案例，獲得最終有效樣本共83家，其中滬市42家，深市41家。而其中采取資產置換路徑的有55家，其余28家均無凈資產評估價。

整體來看，借殼上市每年的案例數目比較穩定，是16家左右。2009年案例數目比起前一年略有增加，可能與從2008年9月到2009年7月的IPO暫停有關。而同樣的邏輯卻并不適用于2013年，盡管在2013年全年均處于IPO暫停期，但借殼案例數目卻出現驟減，可能與本文的研究期限有關，即到目前為止，在2013年宣布借殼上市的案例可能大部分還在進行中。盡管借殼數目有所變動，但ST企業仍然受到借殼方的青睞，從2008年到2011年，被借殼公司全部為ST公司，后期才出現以非ST公司為殼公司的案例，可見我國借殼上市大部分出于財務性動機。

表1 變量、符號及相關性預測

從被借殼方的股本規模可以發現，借殼方偏好股本較小的殼公司。在83個借殼案例中，被借殼方總股本小于5億的公司共有78家，占總樣本的94%；而其中又以1億到2億之間的殼公司最多，占所有樣本的37.35%。這樣的偏好可能與借殼方能以較低成本完成借殼，減少對現金流的要求有關。同時，我們可以進一步驗證我國股市中借殼上市的案例大多出于財務性動機，這種并購表現為以“小”吃“大”的反向收購。

借殼方的行業分布也相對比較集中，其中借殼方是房地產和城市運營相關的行業有28起，煤炭、電力等能源礦產相關的有25起。這兩類行業都對現金流要求較高，融資需求較大。且正如前述，房地產企業的IPO政策并不利好，如2007年底，證監會宣布放緩房地產企業的IPO和配股申請等，使之借殼上市需求較大。而我國的很多能源礦產類企業都存在環保、安全等各種問題，在2013年11月《通知》出臺之前，由于借殼上市信息披露要求相對直接上市的要求較為寬松，能源類企業也更加傾向于間接上市。

借殼上市時長是指從借殼上市消息正式公布（即董事會預案公告日），到借殼上市實質成功（即證監會核準公告日）之間的時長。從選取的樣本來看，一般需要一年半到兩年時間。然而，我們也注意到，借殼上市時長的波動性也比較大，部分企業需要兩年以上的時間，并且期間可能會遇到多次在董事會提出預案的情況。而如果通過IPO直接上市，理想狀態是1年時間完成，而一般情況需要2年。

借殼前后上市公司的主營業務通常變化較大。從本文選取樣本來說，主營業務相同或相關的只有11家，占樣本總數的13.25%。主營業務變更較大也進一步驗證了前述的財務性動機，即借殼方主要關注的是上市公司的殼，而非其資產或業務。而原殼公司的股東主要關注脫手原經營不善的公司，盡快回收資金，而非改善其業績。

五、實證結果與分析

（一）樣本分類根據前述借殼路徑的區別，本文將83個樣本分為兩類：資產置換和吸收合并，分別有55和28個樣本，運用不同的計算方法，即：

資產置換類

由于部分公司在董事會預案公告日及其前后一周內停牌，故并無市場股價，本文先采用計算股價計算得到殼價值的絕對值，將結果制成如下散點圖（圖1）：

圖1 殼資源價值分布

從圖1中可以看出，樣本公司的殼資源價值一般在幾億到幾十億之間，其均值為17億，與文獻中提到的AH股溢價估算得到的殼價值20億相接近。其差異可能是因為在AH股市上市的企業實力較強，規模較大，公司價值較高，殼的價值也相對更高。而本文研究的公司大部分都是ST或規模較小的公司，雖然公司價值中殼價值的比例較高，但殼的絕對價值要低于規模較大的公司。殼價值分布的標準差為12億，峰度為1.68，小于正態分布的峰度3，可以看出殼資源價值雖然穩定在一個范圍內，但其分布較為離散。

由于我國的借殼上市多出于財務性動機，被借殼方的市值中殼資源價值占比通常較高，從圖2中可以看出，其價值率維持在80%以上。其中資產置換路徑的均值是83%，略低于吸收合并類的93%。由此推測，借由不同路徑上市的公司可能存在一些內生性的原因，一個原因可能是吸收合并類案例，原有資產已經非常少，以至可以忽略不計，公司市值中的大部分是殼資源，有些被借殼方甚至原有凈資產為負，出現了殼資源價值大于公司市值的情況。本文分別整理不同路徑借殼上市殼公司的凈資產值也可以驗證這一點，如圖2所示，資產置換類殼公司的每股凈資產的均值是0.98，而吸收合并類是0.83，剔除異常值后均值只有0.34。

圖2 殼資源價值率對比

另一個值得注意的是殼資源比例的趨勢，以上散點圖是將兩類案例分別以董事會預案公告日為基準和按照時間順序排列所得。添加趨勢線可以發現吸收合并類借殼上市的殼資源率明顯下行，可能與借殼上市標準日趨嚴格有關。

（二）回歸建模本文運用Eviews軟件，對政策影響、IPO是否暫停、股指收益率、年份虛擬變量、是否ST、扣非后EPS、資產負債率、貨幣性資產占比、行業、股本擴張程度、被借殼方是否滬市及是否吸收合并類并購等17個自變量，與殼價值率的相關性進行檢驗。與前述樣本回歸不同，這里的被解釋變量在計算時采用市場股價，若無，則用計算股價代替。由于解釋變量數目較多，下面的回歸都采用先逐步回歸排除不顯著變量，再用White異方差檢驗下的最小二乘法找出顯著變量及其系數的步驟。檢驗結果如下：

（1）全樣本回歸結果。

第一，逐步回歸。回歸結果如表2所示。

表2 全樣本逐步回歸

通過逐步回歸，本文剔除了所有年份虛擬變量貨幣性資產占比（DEBTR）和政策影響（POL）。年份虛擬變量是控制變量，其不顯著說明我們研究區間的6年內并無除政策和宏觀經濟趨勢外的顯著區別。其余兩個變量不顯著的原因我們會在結束分析中討論。

第二，最小二乘法。回歸結果如表3所示。

表3 全樣本最小二乘回歸

第三，相關系數矩陣。通過相關系數矩陣檢驗10個解釋變量之間的相關性，結果如表4所示。

表4 全樣本相關系數矩陣

第四，結果分析。通過檢驗，可以發現在保證無異方差的前提下，解釋變量之間不存在相關性，并且D.W≈2.1，說明隨機誤差項也不存在自相關性。擬合度為0.40，調整和擬合度為0.31，具有一定的解釋度。

在顯著性水平為0.1的t檢驗下，本文選取了如下解釋變量（表5），這些顯著變量都是符合預期的，即殼價值率與被借殼方扣非后EPS、股權集中度成反比，與宏觀經濟趨勢成正比。此外，借殼方若是房地產或能源相關企業的，殼價值率也相對較高，而通過吸收合并類借殼上市的價值率也比較高。這與本文在樣本分類發現吸收合并類殼價值率高于資產置換類的現象是一致的，可以驗證可能存在內生性原因的假設。

表5 全樣本顯著解釋變量

本文將非虛擬變量的三個解釋變量剔除其異常值后找出其波動范圍，結合系數算出其對被解釋變量的解釋程度。計算可以發現股權集中度的解釋范圍與扣非后EPS相當，均高于股指收益率的解釋程度。

但是政策、IPO是否暫停、年份虛擬變量、資產負債率、貨幣性資產占比、資本擴張程度以及是否滬市不能證明影響殼資源率。這些不顯著的變量中有部分是控制變量，其余非控制變量不顯著的原因可能是：一是時間界限不明。一個借殼上市并購的完成至少需要經過董事會預案公告日以及國資委審核結果公告日，和并購重組委審核結果公告日等這5個階段。本文均采用預案公告日為界限判定虛擬變量并不準確。比如在衡量政策對該并購的影響時，即使該預案發生在政策實施前，若審核階段處于新政期，在接下來的國資委審核階段及證監會核準階段仍會按照新的政策來審核，該案例實際上是受到新政策的影響的。本文之所以不作調整是因為以哪一個日期為準仍需討論，此外除了董事會公告日，其余日期數據不完整。二是IPO暫停帶來的影響本來就是相反方向，相互抵消的。這里它不顯著是可以解釋的。三是資產負債率與殼資源價值無關也是可以被解釋的。本文在殼資源的計算方法中假設了公司債務的賬面價值和市場價值相等，而殼價值率的計算也只是在考慮股權市場價值中殼的比例。即從計算角度而言，資產負債率與殼資源率無關。之所以加入資產負債率是因為它可能衡量了借殼發生的動機，若該指標高，則更傾向于財務性動機，但這個動機同樣也用了每股凈利潤，是否ST等指標來衡量。所以資產負債率不顯著是合理的。四是一些解釋變量，例如貨幣性資產占比，有一個適度的范圍。一定的貨幣性資產保證了該公司的流動性和短期償債能力，但過多的貨幣性資產如一些公司達到了50%甚至90%以上，這說明該殼公司主營業務已經停止，或變賣資產為借殼做準備。這種變量不能簡單地用正比或反比來衡量，比較理想的方法是確定“適度”貨幣性資產比例的范圍，并以虛擬變量來衡。但比較困難的一點是不同行業的“適度”比例是不同的，如何確定“適度”并不能一概而論。五是股本擴張程度不顯著的一個可能的原因是借殼方股本規模大并不能為其在與被借殼方的談判中獲得談判優勢。這對于一些有迫切需求借殼上市的公司是可能的。此外，當市場得到“較大規模的企業要借殼上市”的消息時，并沒與像本文推論的那樣，對該公司未來收益的預期明顯高于同等條件其他規模的借殼案例。這可能是因為公司的股本規模并不能作為公司實力（盈利能力）恰當的代理變量。

之前本文提到過不同路徑的內生性原因以及可能帶來的區別，從前面的實證結果中，也確實發現了不同借殼路徑與殼價值率有關。下面，本文擬對兩種路徑分別處理。由于吸收合并類只有28個樣本，少于回歸對樣本數的最低要求，這里只對資產置換類樣本做回歸建模。

（2）資產置換類回歸結果。資產置換類樣本有55個，其中有12個樣本在董事會預案公告日當天及其后一周內停牌，即沒有市場股價，剔除該類樣本后得到43個樣本。按照與全樣本回歸相同的步驟，首先縮小解釋變量范圍。

第一，逐步回歸。表6中ST的系數為負，且在顯著性水平為0.01的雙尾t檢驗下仍然顯著，這與本文對解釋變量的猜想以及全樣本回歸的結果相反。通過對樣本ST值的進一步分析可以發現，在43個樣本中只有兩個樣本是非ST公司，解釋變量ST值很可能解釋了常數項C值的部分，因此剔除該變量，并再次回歸，得到表7：

表6 資產置換類樣本逐步回歸1

表7 資產置換類樣本逐步回歸2

通過逐步回歸，剔除了行業（INDU）和扣非后EPS這兩個在全樣本回歸中明顯顯著的變量。

第二，最小二乘法。

表8 資產置換類樣本最小二乘回歸

第三，相關系數矩陣（表9）。

第四，結果分析。通過檢驗，我們發現在解釋變量之間不存在相關性，也無異方差的情況下，該回歸擬合度較差，只有0.24。并且在顯著性水平為0.1的t檢驗下，其余解釋變量均為28，不顯著，只有政策影響是顯著的，且影響方向與預測相同。這與在全樣本回歸中得到的結果不同，可能的原因是：一是用凈資產評估值來估計公司股權價值的方法不合理，該方法來源于用清算價格法，它通常針適用于即將破產公司，以假設出售公司資產為前提，通過評估剔除無效資產，避免資產被高估。然而，將這43個樣本的凈資產評估值和凈資產賬面價值求差，該差值的均值是6195.75萬元，標準差是33046.25萬元，峰度是13.58，即該差值的分布非常集中，在6195.75附近。即置出資產的評估值平穩地高于凈資產賬面價值。這點與前述評估動機相悖，也就是說盡管很多被借殼公司業績較差，也仍不滿足破產前提。此外，第二個可能性與經營預期有關。經營預期是指主并公司收購公司后，期待擴大生產，改善經營渠道，或引進更加先進的經營理念，從而提高被收購公司的業績。因此主并公司在選擇并購目標，或者確定并購溢價時，并不十分看重被兼并公司的經營情況。經營預期理論可以比較合適的解釋在資產置換并購案例中看到的各解釋變量，尤其是一些財務相關變量不顯著的情況。由于殼公司原資產被置出，借殼上市前后該公司的主營業務通常發生變化，原公司的盈利能力等并不在借殼方的考慮范圍內。借殼方作為主并公司對并購后公司有自己的預期，因此，并不看重殼公司的經營情況，股權結構等。

表9 資產置換類樣本相關系數矩陣

六、結論

因為我國特殊的上市制度和不完善的退市機制，以及我國企業對股權融資的非理性偏好，上市公司的殼資源成為擬上市企業重要考慮目標，在重大資產重組的政策尚未達到與直接上市同樣嚴格的標準(2013年)之前，借殼上市通常被視為上市捷徑。狹義殼資源是代表入市融資和入市交易的市場產權，任何上市企業價值中都存在一部分殼價值，通過研究借殼上市案例，可以大致估計殼資源價值，進而找出被借殼方殼價值率的影響因素。分析這些因素短期來看可以幫助促進借殼上市并購的完成，長期看來，可以幫助估計上市注冊制改革后我國股市縮水比例。本文選取的樣本區間是2008年至2013年，期間從我國股份制改革完成開始，覆蓋了2008年至2009年，以及2012年至2013年的兩次IPO暫停期。股份制改革的完成意味著市場上沒有非流通股，可以用比較單一的方法作為公司價值的代理變量。通過對政策影響，宏觀經濟趨勢，借殼動機和雙方議價能力四個方面和其他一些控制因素的考慮，發現殼價值率與宏觀趨勢成正比，與盈利能力，股權集中度成反比。通過分析借殼上市路徑，本文意識到不同路徑可能的內生性原因。即不同路徑的區別在于原公司資產有無被置換出來，這直接影響到本文采用怎樣的殼資源計算方法。而實證表明，資產置換類確實與吸收合并類的影響因素不同，兩者的區別表現為凈資產評估值和凈資產賬面價值的區別，其本質是借殼方是否關注原公司主營業務和資產，是否有經營預期。

*本文系國家社會科學基金項目“低碳發展下我國合同能源管理融資風險形成機理及對策研究”（項目編號：14BJY195）、湖南省哲學社會科學基金項目“我國節能服務產業融資困境及對策研究”（項目編號：15YBA399）階段性研究成果。

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（編輯劉姍）