我國民營上市公司跨所有制并購績效研究

陳銀娥 趙子坤

(長沙理工大學 經濟與管理學院，湖南 長沙 410114)

改革開放以來，混合所有制經濟從理論到實踐，走過了一條艱辛的探索之路。我們通過對既往文獻的梳理發現，盡管混合所有制經濟具有的、各個方面的積極意義被許多研究者所關注并揭示，但混合所有制改革是否會成為“民企陷阱”的擔憂也一直存在。(1)劉怡彬：《混合所有制并購與民營企業的融資約束》，《山東大學》2018年第3期。一方面混合所有制改革進程中民營企業常常面臨“檸檬市場”的困境，民營企業在參與國有企業民營化進程中存在較高的沉沒成本。(2)邱霞：《混合所有制改革的路徑分析》，《西部論壇》2015年第3期。另一方面，混合所有制改革也存在國有資產流失的潛在風險，有研究認為若民企獲得過多股權則可能出現借此侵蝕國有資產，甚至出現嚴重的國有資產流失的不利局面。(3)李文貴、余明桂：《民營化企業的股權結構與企業創新》，《管理世界》2015年第4期。民營企業參與混合所有制改革是否真的存在“陷阱”？民營企業通過混合所有制改革跨所有制并購其他企業的績效水平到底是個什么狀況？這不僅涉及我國經濟改革方向的選擇和效率改進思路的設計，在一定程度上也與民營資本參與國企改革的積極性和能動性直接相關。

基于此，本研究以民營企業跨所有制并購為研究對象，在對民營企業跨所有制并購績效進行理論分析的基礎上，運用統計數據和實證模型，系統討論民營企業跨所有制并購對企業績效水平的影響。在方法選擇上，本研究借助配對樣本法對每一個跨所有制并購的民營上市公司選取一個配對樣本，并采用多元線性回歸模型實證檢驗與民營上市公司并購民營企業相比，民營上市公司跨所有制并購是否具有顯著的正向效應。

一、我國民營企業跨所有制并購績效的理論分析

(一)基于比較優勢原理的理論分析

從理論上講，民營企業并購國有企業根源于民營企業的比較優勢，是比較優勢原理發揮作用的必然結果。比較優勢原理主要用于闡述國家間自由貿易的必要性，而且在經濟管理領域也得到了廣泛應用。譬如，林毅夫(1994)等對中國改革開放后取得舉世矚目經濟發展奇跡的解釋。(4)林毅夫、蔡昉、李周：《對趕超戰略的反思》，《戰略與管理》1994年第6期。

公共經濟理論指出，所有的經濟活動的結果包含兩種不同性質的產品：私人產品和公共產品。公共產品沒有賣者、買者，也就沒有由供求所決定的價格。這決定了私有產權以及作為私有產權具體體現形式的民營企業難以在公共產品的生產提供和資源配置過程中直接發揮作用。通常，公共產品的生產提供通過財政對稅收收入的再分配來實現，這是公有產權的比較優勢，也是私有產權的比較劣勢。相反，若是滿足私人產品的需要，這兩種產權屬性的比較優勢和劣勢則相反。

委托代理理論表明，公有產權條件下，作為委托人的所有者難以有效監督作為代理人的經營者，而私有產權條件下，這種監督卻相對有效，這是由產權自身性質所決定的。(5)楊燦明：《產權特征與產業定位——關于國有企業的另一個分析框架》，《經濟研究》2001年第9期。運用產品性質理論和委托代理理論可以闡明民營企業作為私有產權的一種具體存在形式，其比較優勢體現在配置資源生產提供私人產品，滿足私人需要；國有企業作為公有產權的一種具體存在形式，其比較優勢體現在配置資源生產提供公共產品，滿足公共需要。

(二)基于我國基本國情的理論分析

首先，混合所有制改革所引致的企業跨所有制并購，可以通過不同所有制的優勢互補來提高企業績效。混和所有制改革的核心在于圍繞多元化資本結構，通過業務整合和資源共享對經營效率和市場化程度低等問題進行市場化整合，即通過資產重組等方式提升企業效率。對民營企業來說，運用資本運作工具，通過資產重組的方式與國有企業實現業務整合，有助于實現跨越式發展與多元化經營，這也是混合所有制改革生命力旺盛的具體體現。

其次，從民營企業并購國有企業的實踐來看，混合所有制所具有的優勢有助于提高企業經營績效。根據制度經濟學理論，隨著生產力的發展，混合所有制是產權改革的必然選擇，因其在產權制度、經營制度以及分配制度等方面具有的制度優勢，如混合所有制中公司制度的多元產權構成從資本社會化的角度符合生產力的發展要求，從市場化的角度適應現代經濟的發展要求，從根本上實現了企業各項權力的有效制衡。這也是混合所有制經濟中民營企業并購國有企業實現企業績效提高的產權基礎。

再次，混合所有制所具有的創新效率，驅動不同利益主體成為差異化的創新動力源。吳延兵(2014)的研究發現，相較于國有企業和民營企業，混合所有制企業的技術創新能力最強。而跨所有制并購作為實現混合所有制變革的有效途徑，能夠盡快實現二者在產權優勢方面的協同效應。(6)吳延兵：《不同所有制企業技術創新能力考察》，《產業經濟研究》2014年第2期。民營企業借此可以有效提高員工素質，夯實組織價值提升的人才基礎。(7)趙子坤、李彬等：《混合所有制陷阱真的存在嗎——來自我國民營類上市公司跨所有制并購的微觀證據》，《財經科學》2017年第6期。在民營企業跨所有制并購交易中，通過介入外部國有資本并借此實現各種資本的相互融合，不僅能夠從根本上解決一系列國企治理難題，還能夠幫助民營企業自身盡快突破其投資準入、資源不均、政策差別化等現實問題。(8)和軍、季玉龍：《國企混合所有制改革紅利與實現途徑》，《中國特色社會主義研究》2014 年第5期。厲以寧(2014)指出，民營資本的機制靈活且敢于冒險創新，而國有所有制的好處是資本雄厚、人才濟濟，但創新能力不夠，混合所有制則能夠把上述兩類情況的優點充分發揮出來。(9)厲以寧：《中國道路與混合所有制經濟》，《中國市場》2014 年第23期。因此，民營企業適當引入國有資本，能夠顯著提升企業績效，并產生較高的并購溢價。

二、研究設計

(一)配對公司的選擇

本研究借鑒主流事件研究方法——配對公司法，觀察我國民營上市公司發生跨所有制并購是否會帶來正向或負向績效。配對公司的選擇有兩種方法：公司特征匹配法(TMM)和傾向得分匹配法(PSM)。

TMM一般采用與研究樣本同行業、公司規模相近，或賬面市值比相近、公司價值接近的公司作為配對公司，但存在“維度災難”(curse of dimensionality)，即當需要更多的財務指標來匹配時，卻幾乎找不到可以使用的配對公司。PSM是1983年由Rosenbaum和Rubin提出的研究方法。該方法通過傾向值匹配，以控制混淆變量從而滿足非混淆假設，(10)胡安寧：《傾向值匹配與因果推論：方法論述評》，《社會學研究》2012年第1期。控制與消除其他變量所造成的選擇性誤差。目前傾向得分匹配法受到主流學術界的關注，并在社會學、經濟學等領域廣泛應用。(11)蘇冬蔚、林大龐：《股權激勵, 盈余管理與公司治理》 ，《經濟研究》2010年第11期。

本研究采用兩種方法為任一民營上市公司跨所有制并購樣本分別選擇一個配對樣本。一方面采用同行業規模最為接近的民營上市公司非跨所有制并購樣本；另一方面，借助Logit回歸，將公司規模、上市年齡、營業收入增長率、凈資產收益率、賬面市值比、財務杠桿以及行業控制變量考慮到模型中，采用逐步回歸法進行估計。結合估計結果對每一個跨所有制并購的民營上市公司選取估計概率最為接近的民營上市公司非跨所有制并購作為配對公司。

(二)模型設計

在現有文獻基礎上，本文構建以下多元線性回歸模型實證檢驗我國民營上市公司跨所有制并購可能產生的正向或負向績效。

Peri,t=α+β1CoMAi,t-1+βControlVariable+Year+Industryi,t+εt

(1)

模型(1)中，Peri,t表示民營上市公司跨所有制并購績效。β1為跨所有制并購(CoMA)虛擬變量的系數，用于檢驗在其他條件不變的前提下，與民營上市公司并購民營企業相比，民營上市公司跨所有制并購是否會帶來正向績效。若β1>0，則表明，民營上市公司跨所有制并購會帶來正向績效，反之則表明，民營上市公司跨所有制并購并不會帶來正向績效。

一般情況下，并購績效用短期并購績效和長期并購績效度量。學術界一般使用上市公司一定窗口期累計超額收益率(CAR)來度量上市公司的短期并購績效。累計超額收益率CAR計算公式如模型(2)。

(2)

ARi,t為t時期公司i的股票絕對回報率與市場收益率(滬深300指數同期收益率)的差值。考慮到首次公告日為上市公司向社會公眾披露并購事件的第一個時間點，也就是投資者在公開市場中所能獲悉該事件的觸發點，本研究以首次公告日為起點計算超額累計收益率。由于篇幅限制，本研究選取并購首次公告日當天和累計1個月、3個月、6個月，分別記為CAR1D、CAR1M、CAR3M、CAR6M。

長期并購績效可以使用長期窗口CAR或者盈利能力的改善程度來度量。在現有文獻基礎上，一方面本文使用并購首次公告日當天及累計9個月和一年的超額回報率來度量長期并購績效，分別記為CAR9M和CAR1Y；另一方面，本研究采用相對于并購首次公告日前1年，跨所有制并購后1年每股收益和凈資產收益率的變化量來度量，分別記為Δeps1Y和Δroe1Y，凈資產收益率和每股收益通常是度量企業經營業績的代理變量，而既有研究發現并購會對企業長期經營狀況產生影響(Ravenscraft & Scherer, 1988)，即按并購公告后1年年總資產收益率與并購前1年年總資產收益率差值計算。

本研究民營上市公司跨所有制并購績效模型中的控制變量主要包括：每股收益(Eps)、凈資產收益率(Roe)、市盈率(PE)、公司規模(Size)、上市年齡(Age)、資產負債率(Lev)和營業收入增長率(Grev)。

三、實證結果分析

(一)樣本選擇及數據來源

本研究選取2007-2018年期間我國上市公司并購為初始研究樣本，篩選出并購方為民營上市公司的樣本，然后根據并購標的產權屬性篩選出被并購方為非民營企業的研究樣本。

由于并購標的涉及上市企業和非上市企業，因此并購標的的企業屬性通過手工整理取得，共獲取2007-2018年(我國民營上市公司并購事件首次公告日所在年份)12年間255對有效研究樣本，共計510個有效觀測值。并購樣本初始數據來源于Ifind金融數據終端，民營上市公司基本特征以及財務數據等均來源于國泰安數據服務中心。數據處理與統計分析分別為EXCEL財務報表軟件和SAS統計分析軟件。

(二)基本描述性統計

在公司特征匹配法(TMM)樣本中，除估計窗口期為1個月的CAR以外，隨著估計窗口期的增大，CAR的樣本均值逐漸上升。平均而言，并購事件首次公告日當天的累計超額收益(CAR1D)為0.045，而未來一年的平均超額收益為0.906。從盈利能力的變化來看，未來一年每股收益的變化(ΔEps)均值為-0.051，未來一年每股凈資產收益率的變化(ΔRoe)均值為-0.022。

在傾向得分匹配法(PSM)樣本中，除估計窗口期為3個月的CAR以外，隨著估計窗口期的逐漸增大，CAR的樣本均值也逐漸上升。平均而言，并購事件首次公告日當天的累計超額收益(CAR1D)為0.017，而未來一年的平均超額收益為1.042。從盈利能力的變化來看，未來一年每股收益的變化(ΔEps)均值為-0.082，未來一年每股凈資產收益率的變化(ΔRoe)均值為0.012。

圖1為兩種配對方法下，跨所有制并購樣本和配對樣本累積超額回報的走勢圖。橫軸為首次公告日后累計超額回報的窗口期，縱軸為收益率。圖1顯示，短期內三條曲線的差異較小，跨所有制并購樣本在短期的超額收益平均值低于TMM和PSM配對樣本累計超額收益率的均值，但隨著樣本窗口期增大，跨所有制并購樣本組的累計超額回報逐漸上升，并依次超過TMM和PSM樣本組。這表明，民營上市公司的跨所有制并購的長期績效(資本市場表現)為正。

圖1 資本市場表現均值走勢

(三)相關性分析

在TMM方法下，以累積超額收益率度量的并購績效(CAR)間存在顯著的正向相關關系，特別是CAR9M分別和CAR6M與CAR1Y之間的相關系數高達0.80以上，且均在1%置信水平下顯著，?Eps1Y和?Roe1Y之間的相關系數僅為0.40，在1%置信水平下顯著。此外，其他控制變量之間的顯著性均小于0.5，初步表明解釋變量之間并不存在較強的相關關系，即本研究構建的模型在樣本內并不存在多重共線性問題。

在PSM方法下，以累積超額收益率度量的并購績效(CAR)間存在顯著正向相關關系，特別是CAR9M分別和CAR6M與CAR1Y之間的相關系數高達0.77以上，且均在1%置信水平下顯著，?Eps1Y和?Roe1Y之間的相關系數也僅為0.25，在1%置信水平下顯著。此外，其他控制變量之間的顯著性均小于0.5，初步表明解釋變量之間并不存在較強的相關關系，即本研究構建的模型在樣本內并不存在多重共線性問題。

(四)回歸結果分析

表1、表2分別為短期和長期并購績效的回歸結果。表1顯示，回歸(1)-(3)的擬合效果較差，F統計值較低且均未通過顯著性檢驗，Adj.R2系數較低，介于0.68%-1.13%之間。回歸(4)-(8)的擬合效果較好，F統計值均大于1.64，即獲得至少10%置信水平的統計支撐，Adj.R2系數介于1.94%-18.20%之間。此外，所有回歸模型的VIF均小于2，表明解釋變量之間相關關系較弱，8個回歸模型均不存在多重共線性問題。

民營上市公司跨所有制并購虛擬變量(CoMA)的系數估計結果顯示，除回歸(4)以外，其他方程的系數均為負。僅在TMM方法下，當被解釋變量為跨所有制并購事件首次公告日6個月(CAR6M)的累計超額收益時，該系數符號與預期一致，且顯著為正，為0.687。此外，PSM方法下回歸(6)和回歸(7)的系數顯著為負，分別為-0.555和-0.691。這表明，與民營企業并購民營企業相比，民營企業跨所有制并購在并購公告日后累計3個月及以內的資本市場表現相對較弱，并未產生協同效應。對短期投資者而言，民營企業并購國有企業的協同效應往往體現在資源整合過程中對企業經營能力的提升，是一個長期釋放的過程，短期內的效應可以忽略不計。因此，相較于民營企業并購民營企業，跨所有制并購并不會獲得短期資本的關注和認可。

表1 多元線性回歸(短期并購績效)

IsBig0.037-0.0010.1330.341-0.011-0.097-0.078-0.138[0.59][-0.01][0.31][0.57][-0.10][-0.33][-0.18][-0.20]Eps-0.028-0.1530.3380.3740.0070.0090.3530.261[-0.71][-1.23][1.29][1.01][0.11][0.05][1.39][0.60]Roe0.0080.121-0.839-2.303-0.2130.087-0.8990.830[0.03][0.13][-0.43][-0.82][-0.67][0.10][-0.69][0.25]PE0.0000.0000.0000.0000.0000.0000.0000.000[-0.07][0.31][0.18][-0.39][0.24][0.25][0.46][-0.22]Size0.0040.0590.0190.0920.0190.0550.1440.257[0.20][0.83][0.12][0.43][0.50][0.50][0.90][0.99]Age-0.0020.0100.002-0.035-0.0040.028-0.004-0.038[-0.40][0.85][0.07][-0.95][-0.62][1.63][-0.15][-0.98]Lev-0.167-0.4130.0691.811-0.304-0.2580.3641.291[-1.38][-1.06][0.08][1.53][-1.45][-0.43][0.42][0.95]Grev-0.016-0.009-0.0140.017-0.026-0.042-0.040-0.066[-0.81][-0.11][-0.11][0.11][-0.71][-0.41][-0.31][-0.31]YearControlINDControlObs.450450446438400286334334F0.560.841.331.94?2.56??2.57??6.33???5.94???Adj.R21.13%1.10%0.68%1.94%2.67%3.47%18.20%6.80%

注： ***、**、*分別表示通過顯著性水平為1%，5%和10%的統計檢驗

表2顯示，TMM方法的擬合效果較差，回歸(9)-(12)的F統計值較低且均未通過顯著性檢驗，Adj.R2系數較低，介于1.02%-2.65%之間。回歸(13)-(16)的擬合效果較好，回歸模型的F統計值均大于1.64，即獲得至少10%置信水平的統計支撐，Adj.R2系數介于1.35%-15.84%之間。此外，所有回歸模型的VIF均小于2，這表明解釋變量之間的相關系數較低，8個回歸模型均不存在多重共線性問題。

民營上市公司跨所有制并購虛擬變量(CoMA)的系數估計結果顯示，除回歸(11)和回歸(12)的系數為負不顯著以外，其他方程的系數均為正，且2/3的系數均在10%置信水平下顯著，與模型預期一致。結合表1整體看來，與民營上市公司并購民營企業相比，民營企業跨所有制并購對資本市場表現具有正向效應，并且體現在并購后6個月、9個月和1年的累計超額收益上，并且兩種方法均表明CAR1Y的系數絕對值最大，從資本市場的角度看，跨所有制并購一定程度上獲得了長期投資者的認可，并且在跨所有制并購公告日后一年的認可度最高。

從民營企業盈利能力角度看，雖然TMM方法中跨所有制并購(CoMA)并未獲得正向的回歸系數，但PSM模型下，跨所有制并購對民營企業未來一年每股收益的變化(ΔEps)和未來一年凈資產收益率的變化(ΔRoe)均具有正向影響，且對未來一年每股凈資產收益率(ΔRoe)的正向影響獲得了統計支撐。這表明PSM方法下配對公司特征充分考慮了公司諸多特征變量，而TMM方法僅考慮了公司規模和行業，因而配對樣本存在偏差，因而PSM方法下回歸結果能與預期基本一致。

表2 多元線性回歸(長期并購績效)

PE-0.001-0.001??0.0000.000-0.001-0.002??0.0000.000[-1.41][-2.07][0.02][0.50][-1.21][-2.47][-0.72][0.00]Size0.034-0.0200.0020.043??0.142-0.036-0.0490.061[0.13][-0.07][0.06][2.49][0.48][-0.11][-1.23][1.13]Age-0.042-0.0640.003-0.004-0.032-0.0240.006-0.008[-1.00][-1.38][0.53][-1.50][-0.73][-0.46][0.91][-1.03]Lev2.3111.8990.020-0.1081.6270.1690.205-0.399[1.63][1.22][0.11][-1.20][1.04][0.10][0.98][-1.43]Grev0.0730.032-0.0180.0000.0690.017-0.0150.000[0.31][0.11][-0.71][0.01][0.21][0.11][-0.51][0.01]YearControlINDControlObs.450436434418386266318318F0.491.291.110.641.69?1.90?6.44???2.92???Adj.R21.02%2.65%2.30%1.40%1.38%3.08%15.84%5.31%

注： ***、**、*分別表示通過顯著性水平為1%，5%和10%的統計檢驗

五、研究結論與政策建議

本研究借助公司特征匹配法(TMM)和傾向得分匹配法(PSM)分析研究了民營上市公司并購民營企業及民營上市公司跨所有制并購對資本市場表現和盈利能力是否具有正向影響。研究結果顯示：

1.運用TMM和PSM方法所進行的研究表明，民營企業跨所有制并購在并購公告日后累計3個月及以內，跨所有制并購對短期并購績效的正向影響并未獲得統計支撐。這是因為，對短期投資者而言民營企業并購國有企業的協同效應往往體現在資源整合過程中對企業經營能力的提升，是一個長期釋放的過程，短期內的效應幾可忽略。是長期釋放的過程，

2.從企業盈利角度看，研究結果表明PSM方法更優，這是因為PSM充分考慮了公司規模、上市年齡、營業收入增長率、凈資產收益率、賬面市值比、財務杠桿以及行業等因素，而TMM方法僅考慮了公司規模和行業因素，配對樣本可能存在較大偏差，而且民營企業并購國有企業的協同效應往往體現在企業綜合經營實力，包括財務特征、盈利能力等，因而PSM方法下回歸結果能與預期基本一致。

實證結果還表明，從長期并購績效來看，無論是盈利能力還是資本市場表現，民營上市公司并購國有企業會產生1+1>2甚至大于3的正向協同效應。一方面民營企業可以借助并購國有企業的機會獲取資本市場的認可，即投資者看好民營企業并購國有企業帶來的長期的成長變化，這會反映到公司資本市場的表現，會帶來長期市場認可的高估值。

本研究結果驗證了我國民營上市公司跨所有制并購的協同效應，并且協同效應的大小與并購交易的屬性以及民營企業的異質性特征存在關聯。協同效應的根源在于通過跨所有制并購，民營上市公司實現了自身資源和國有企業資源的有效整合，這有助于提升民營企業自身的經營效率，進而提高企業的盈利能力和價值，獲得資本市場的認可。本研究不僅提升了混合所有制改革相關研究對民營企業的關注度，而且為學術界從動機、績效和作用機理角度系統分析跨所有制并購的研究提供了新的理論和實證證據。

從實踐角度看，一方面本研究的理論模型和實證結果可以為公眾投資者投資策略提供新的思路，即從民營企業跨所有制并購角度、借助模型挖掘新的投資機會和投資價值；另一方面，就民營企業自身而言，可以拓寬資本運作渠道，借助自身市場化優勢，通過整合國有資源提升自身經營能力，為股東創造價值，并且在實際操作上可以更加系統化的界定并購要素，以追求最優的并購績效。另外，對監管部門而言，要消除所有制歧視，按照供給側結構性改革的要求，對民營企業給予更多的關注，激發和保護企業家精神，通過機制設計、并購指導、資源對接等措施，合理引導民營企業作為主并方與國有企業進行資源整合，提升民營企業盈利能力，全面提升我國實體經濟的競爭力。