馬悅 周莎



摘 要:上市公司通過并購來實現資本增值,同時擴大企業規模,但很多公司并購業績增長并不穩定。本文選取于2014年-2016年成功完成并購的中小板和創業板收購公司(主并購方)作為研究對象采用描述性統計、相關性分析和回歸結果分析法對企業并購績效進行研究分析。
關鍵詞:上市公司;關聯交易;并購績效;企業并購
本文將我國上市公司與關聯企業之間的利益轉移作為研究對象,分析了關聯交易對上市公司績效產生的作用,繼而對交易中出現的不公平現象找到合理的解決方法。確保國內市場資源的合理分配,加強相關利益落實,促進資本市場的蓬勃成長。
一、相關理論研究
1.關聯交易的相關研究
關聯交易是公司關聯方之間的交易,通常發生在上市公司的業務活動中,但很容易產生不公平的結果。關聯交易所引起的交易成本的降低和安全性和效率的提高,超出了其他一般交易的預期。但同時,依靠關聯交易進行利益輸送,不但會占用公司資產、侵犯債權人的應有利益,也會破壞證券市場的合理秩序。
2.并購績效的相關研究
并購績效是指目標企業在完成并購后合并為并購時,并購的初心和效率。并購能否成功,并購能否發揮預想的協同效應,并購能否達到目標,并購能否推動資源的有效配置,都與績效評價有關。
二、研究設計
1.研究假設
本文認為,基于大股東掏空機制和風險分散理論,上市公司有可能出于保殼目的利用資本市場信息的嚴重不對稱性,進行利潤操縱及報表篡改,分散自身風險、為實現個人利益進行收購和兼并活動,可能對企業的并購績效產生負面影響。基于以上分析提出如下假設:
H1:關聯交易與并購績效呈負相關
2.數據來源與樣本選擇
本文選取于2014年-2016年成功完成并購交易的中小板和創業板收購公司為樣本進行研究分析。選取并購前后公司績效的變化量對并購績效進行評價,本文研究涵蓋樣本自2013年-2017年的財務數據和公司信息,并按照以下要求進行篩選:
(1)并購完成日在2016年12月31日之前;(2)如果一家公司在一年之內發生超過一次并購事件,則選擇首次公告日最早的并購事件;(3)選擇交易標的是股權的樣本;(4)選擇并購類型是資產收購的樣本;(5)剔除在2013年-2017年期間出現ST和*ST的上市公司;(6)為提高研究的準確性,選擇并購價格在5億以上的并購;(7)剔除并購方是金融類的上市公司;篩選出205起并購實例。
3.變量的選擇
(1)被解釋變量
本文選擇總資產收益率(ROA)來衡量并購績效,用并購方并購公告日后一年的ROA減去并購前一年的ROA來表示并購績效,用△ROA=(ROA1-ROA0)表示。
(2)解釋變量
根據以上提出的假設,此處的解釋變量為關聯交易,交易事件買賣方涉及關聯交易(RPT)。取值分為兩類:1代表上市公司并購中存在關聯交易,0代表上市公司并購中不存在關聯交易。
(3)控制變量
a.盈利能力
上市公司并購前后盈利情況的變化是衡量并購質量的重要指標之一。因此,本文選取每股收益(EPS)作為控制變量反映公司的獲利能力。該比率是分析每股價值的基本指標,反映了每股產生的稅后利潤,比率越高,創造的利潤就越多。
b.資產負債率
根據MM定理,企業資產負債率偏高則表示該企業負債比重較大,很可能導致財務風險過高;企業資產負債的率偏低則表示該企業借入資金較少,企業并未合理使用資源與杠桿。因此,公司的資產負債率將影響并購業績。本文選取資產負債率(ALR)作為控制變量來衡量并購中財務風險變動情況。
c.營運能力
是指公司對其自身資產的使用和管理的能力。企業生產經營過程是利用資產獲取利潤的過程。對營運能力進行分析,能夠掌握企業資產的保值和增值現狀。本文選用總資產周轉率(TATO)作為控制變量,分析企業全部資產的使用效率。
d.成長能力
基于生命周期理論,成長能力的變化表明企業處于不同時期,企業的成長能力高低將會影響并購績效。本文選取總資產增長率(TAGR)作為控制變量,分析企業資產擴張規模,以衡量企業的并購。
4.模型構建
△ROA=β0+β1RPT+β2EPS+β3ALR+β4TATO+β5TAGR+εi(1)
本文通過構建上述模型來檢驗關聯交易條件下上市公司并購績效存在的關系。其中,β0為常數項,βi是各解釋變量和控制變量的系數,εi為隨機干擾項(i=1,2,3,4,5)。
三、實證檢驗及結果分析
1.描述性統計
本文從2014年-2016年完成并購事項的中小板和創業板上市公司中篩選出了205起并購事件。從CSMAR數據庫中導出并計算出各樣本對應年度的被解釋變量和解釋變量。首先,對這205個樣本數據的基本情況進行描述性統計。
表2的描述性統計表表明,關聯交易與企業并購績效的主要變量間存在以下規律。在并購績效(ROA)方面,平均數為0.003516,其中最大值和最小值分別為0.347682、-0.862303,極值差異較大,標準差為0.082889,說明樣本數據總體波動較小。在關聯交易(RPT)方面,平均數為0.453659,樣本中45%的上市公司在并購活動中存在關聯交易。在每股收益(EPS)方面,平均數為0.303584,其中最大值為與最小值分為2.991384和-1.32495,標準差為0.365533,數值較小,說明大部分數據都在平均數上下,企業盈利能力總體較好。在資產負債率(ALR)方面,平均數為0.337283,表明樣本公司的資產負債率較合理,企業的財務風險較低。在總資產周轉率(TATO)方面,平均數為0.369572,標準差為0.304543,數據波動較小。由于極值的存在會影響結果,因此應適當剔除特殊值。在總資產增長率(TAGR)方面,均值為1.668969,極值之間差異較大,同時,標準差2.360363也處于較高水平,說明該組數據波動較大,對于存在的極端數值應予以剔除。
2.相關性分析
表3對各主要變量進行相關性分析檢驗,驗證數據間相關關系,證明數據間的有效性。
表3證明樣本主要變量間的相關系數均小于0.8,且多數小于0.2,表明樣本各變量間不存在嚴重的多重共線性,模型(3.1)的各變量相關性效果較好。并購績效(ROA)與關聯交易(RPT)呈負相關關系,表明上市公司并購績效與關聯交易呈負相關;每股收益(EPS)、總資產周轉率(TATO)及總資產增長率(TAGR)與企業并購績效表現為正相關關系;資產負債率(ALR)與企業并購績效表現為負相關關系。相關性分析已經可以初步驗證研究假設,為了更加清楚地直觀反映研究假設的結果,證實研究假設,還需要應用多元回歸分析的研究方法。
3.回歸結果分析
表4在上述描述性統計與相關性檢驗的基礎上,為了進一步驗證假設1,對關聯交易與上市公司并購績效間的關系進行多元回歸分析。
表4的回歸結果表明,關聯交易系數為-0.0312,通過了t檢驗,在1%的顯著性水平下顯著。由此驗證了假設1,并購績效與關聯交易呈負相關。
企業并購中的關聯交易目的是有效降低交易成本,降低與關聯方的溝通成本,增強市場競爭力,最終提高并購效率。然而許多上市公司為了解決燃眉之急,一般會通過進行并購來操縱公司利潤,導致投機性明顯。越來越多經營不善的上市公司為了使公司績效短期內得到提升,利用關聯交易的投機性與關聯方進行并購。通過數據分析發現掏空與支持產生的動機與控股股東的持股占比密不可分,占比較少的控股股東容易產生較為強烈的“掏空”動機,同時在與業績優良公司的關聯并購中,持股比例較大的股東產生明顯的掏空動機,從而侵害中小股東的利益。所以關聯并購并沒有提高上市公司的業績,盡管是控股股東利用關聯并購提高其控股公司的財務績效,也只是曇花一現。
四、建議與結論
1.建議
(1)公司層面
為了改變控制和治理結構,公司需要改善其股權結構。總的來說,中國上市公司的并購問題主要源于中國“一大股”的所有權結構,這種現象讓中小股東自己應有的權益被侵犯,要解決并購中產生的此類問題,就不得不重新規劃現有上市公司的股權結構。例如,政府減持國有股,降低其股權比例。
當上市公司的所有權有所分散時,控制權市場開始被激活。這時,陸續產生新的委托-代理問題、職業道德缺失等問題的爆發必定會使治理難上加難,所以,上市公司應該逐漸完善董事會機制,不斷加強董事的獨立性。
(2)政府層面
我國政府應加強對關聯交易的監管力度,抑制其中的非市場行為,逐漸完善關聯交易的信息披露制度和資本市場的法律法規,重點防范由于上市公司不合規的并購信息披露公示所引起的股價大波動情況。政府要對關聯雙方的并購行為作出嚴格的規定,不僅要管制非法關聯交易行為,而且要大力降低關聯交易對并購績效的消極作用,以保證涉及關聯交易的企業并購,沒有破壞市場經濟原則,也沒有侵害投資者的合法權益。
2.結論
研究發現,關聯并購對績效的影響是不平穩的,在并購當年上市公司績效會表現為提升,但是之后的幾年,公司績效發生了顯著降低,最終形成不利表現。并購活動對被并購公司的股東利益沒有產生較大影響,而在一些存在股權轉移的并購中,公司股東利益會出現短暫上漲,隨后又開始回落,并購公司的高管持股比例越高,則并購績效越低,體現出管理層持股并不能有效改善委托-代理問題。對比發生關聯交易與未發生關聯交易的并購事件,前者在并購當年對公司績效有較強的推動作用,然而這種正面影響無法維持,后期業績表現出不同幅度的下降。引起這種情況的重要動因是我國上市公司的許多關聯交易不是為了尋求利潤,所以關聯并購無法有效提高企業的整體績效。
參考文獻:
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