馮 蕾

(國家統(tǒng)計局統(tǒng)計科學研究所,北京 100826)

對跨國公司在海外市場上競爭行為的分析,是產(chǎn)業(yè)組織理論和跨國投資理論的一個重要方面。在 FDI理論中,認為吸引外資與市場結構之間存在著一種因果關系,即國外投資者進入后,其經(jīng)濟活動會對市場結構帶來一定影響,改變原有市場結構,產(chǎn)生新的市場結構。然而,并購作為 FDI進入的一種主要形式,究竟會導致市場結構向競爭還是向壟斷的方向變化,在理論和實證研究中都尚無定論。

跨國投資理論在它的形成階段,認為跨國公司海外投資的目的之一,是控制東道國國內(nèi)的企業(yè),消除競爭,使自已處于有利地位以謀取超額利潤。Mitchell和 Mulherin通過對 20世紀 80年代被并購公司的研究,發(fā)現(xiàn)并購企業(yè)通過市場壟斷力量獲得了超額利潤。[1]跨國公司的海外投資實質(zhì)上是壟斷優(yōu)勢的擴張,會產(chǎn)生反競爭的不良效果。Cowling和 Sugden揭示了 FDI提高東道國市場集中度的原因是規(guī)模經(jīng)濟性。[2]Aitken和 Harrison進一步提出,由于外國投資者進入所帶來的競爭會導致國內(nèi)企業(yè)產(chǎn)量減少,如果國內(nèi)產(chǎn)業(yè)集中度較低,通常可預期大規(guī)模的 FDI會提高集中度。[3]Davies和 Geroski以美國和英國為例,證明了伴隨 FDI而來的規(guī)模經(jīng)濟和廣告投放將增加市場集中度。[4]相反的觀點也同樣存在:由于跨國公司海外投資,增加了東道國市場上的企業(yè)數(shù)目,使生產(chǎn)和市場的集中度降低,因此加強而不是削弱了東道國市場上的競爭。[5]

在我國,外資并購對市場份額影響的實證研究很少。江小涓對轎車、通訊設備制造和洗滌用品三個行業(yè)分析后,認為外資并購我國企業(yè)后迅速占領了大部分市場份額。[6]戴金平等通過研究洗滌用品、軟飲料、手機和轎車四個市場的集中度,證實外資并購通常伴隨著市場集中和民族品牌消亡。[7]企業(yè)所擁有的市場壟斷力量主要表現(xiàn)為市場份額的多寡,本文旨在研究外資并購后,目標企業(yè)市場份額的變化情況,并試圖通過設立控股程度的虛擬變量,揭示出目標企業(yè)的控制權對外資方并購后的策略具有顯著影響。

1 理論基礎與模型設定

1.1 理論基礎

SCP范式在傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)組織理論中被廣泛應用。該方法假設在市場結構、企業(yè)行為和市場壟斷力量之間存在一個穩(wěn)定的因果關系,進而假設兩組更容易觀測到的變量——市場結構和績效之間也具有直接線性關系。[8]SCP方法的應用則需要定義一組市場績效的測度值和一組可解釋市場績效差異的市場結構變量。為了使建立的模型在統(tǒng)計上和概念上兼具意義,還必須做出兩個假設:(1)結構變量是外生的;(2)會計數(shù)據(jù)能夠作為替代變量進行市場績效的測度。典型的 SCP實證分析即估計如下方程:

其中,πi表示第 i個行業(yè)的績效,CONi表示第 i個行業(yè)的賣方集中度,BEi表示第 i個行業(yè)的進入壁壘,其上標 1～N代表共有 N種進入壁壘。各結構變量的估計系數(shù)可由計量方法實現(xiàn),按照 SCP范式的假設,所有值均應為正值且應顯著不為零。[9]

并購雖然屬于企業(yè)行為的范疇,但作為企業(yè)市場競爭行為的一種,它不同于以控制和影響價格為基本特征的定價行為,也不同于以提高競爭力、拓展市場為目的的促銷行為,而是一種以產(chǎn)權變動、組織調(diào)整為主要特征的行為。因此,可將并購行為從市場競爭行為中獨立出來進行分析。在傳統(tǒng)的SCP范式下增加外資并購的前序環(huán)節(jié),建立如圖 1所示的 C′SCP分析邏輯范式。在該圖中,虛框中的高度寡占的國際市場結構被視為假定條件,而另一虛框中的定價行為、促銷行為作為 S至 P的傳導環(huán)節(jié),為不可觀測變量,并不在實證檢驗的范圍內(nèi)。本文的重點在于外資并購—國內(nèi)市場結構之間的關系。

圖1 外資并購—結構—績效邏輯

1.2 模型設定

根據(jù)產(chǎn)業(yè)組織理論和公司理論,決定一個企業(yè)市場份額的因素主要包括:(1)市場地位。市場地位指企業(yè)在行業(yè)內(nèi)的位置,行業(yè)內(nèi)如果沒有發(fā)生重大革新,一個企業(yè),特別是行業(yè)龍頭企業(yè),通常其固有地位不會發(fā)生突變。(2)資產(chǎn)規(guī)模。投入決定產(chǎn)出,資產(chǎn)規(guī)模越大的企業(yè)產(chǎn)值越高,所占市場份額必然高于資產(chǎn)規(guī)模小的企業(yè)。資產(chǎn)規(guī)模既可以用總資產(chǎn)來衡量,也可以用單個企業(yè)總資產(chǎn)在行業(yè)中所占的比重來衡量。(3)經(jīng)營戰(zhàn)略。經(jīng)營戰(zhàn)略指企業(yè)的長期戰(zhàn)略,包括研發(fā)、廣告、排除競爭對手等系列行為。一個企業(yè)的經(jīng)營戰(zhàn)略通常由具有控制權的大股東確定,因此,外資并購方是否獲得大股東地位、擁有目標企業(yè)的控制權,直接關系著其經(jīng)營戰(zhàn)略的選擇和實施力度,繼而影響到企業(yè)的市場份額。(4)時間。一個企業(yè)市場份額的擴張并不是一蹴而就的,即使外資并購方擁有明確的戰(zhàn)略目標和規(guī)劃,也需要一段時期來逐步實現(xiàn)。根據(jù)以上的理論分析,建立探討外資并購事項對目標上市公司市場份額影響的截面數(shù)據(jù)線性回歸模型如下所示:

公式(2)解釋了市場份額的影響因素,其中被解釋

變量 Si為第 i家公司目前的市場份額,以 2007年度第 i家公司的主營業(yè)務收入/同行業(yè)上市公司2007年度主營業(yè)務收入之和計算;S′i表示公司并購前已有的市場地位,以第 i家公司并購前一年的市場份額作為代理變量;Ai為資產(chǎn)規(guī)模變量,為第 i家公司總資產(chǎn)份額,以 2007年度第 i家公司的總資產(chǎn)/同行業(yè)上市公司 2007年度總資產(chǎn)之和計算。外資并購事項對市場份額的影響主要通過 Hi和 Ti兩個變量觀察。由于獲得控制權后,外資并購方可以更好地實施其經(jīng)營戰(zhàn)略、達到預定的并購目標,因此設置虛擬變量 Hi為第 i家公司的股東地位,外資并購方獲得控制權則 Hi=1,外資并購方?jīng)]有獲得控制權則 Hi=0?？紤]到外資并購完成后從開始實施經(jīng)營戰(zhàn)略至完成市場份額的擴張可能存在一個時滯,因此設置一時間變量 Ti,表示第 i家公司從并購完成至 2007年經(jīng)歷的時間。

2 實證結果及分析

2.1 外資并購樣本選擇

參考《中國并購報告》、《中國并購評論》(2003年第 1期—2007年第 4期),共確認了 1995—2006年間分屬股權收購、資產(chǎn)收購、合資和戰(zhàn)略投資四種類型的共 50項外資并購上市公司案例。樣本事件按照以下標準進行的篩選:(1)非金融類公司;(2)公司產(chǎn)品不僅限于本地銷售;(3)現(xiàn)有的上市公司可以基本反映行業(yè)的整體狀況①;(4)對于一家公司多次并購的情況,以第一次并購發(fā)生的時間進行確認。最終確定的 25起外資并購案例中,除外運發(fā)展屬于服務業(yè)、海通集團屬于農(nóng)業(yè)外,其他樣本均屬于制造業(yè)。所用數(shù)據(jù)均來自 CCER一般上市公司財務數(shù)據(jù)庫。

圖2 外資并購后目標企業(yè)市場份額的變化

2.2 市場份額變動情況

從圖 2中,可以看出每一起外資并購案從并購發(fā)生年至 2007年市場份額發(fā)生的變化,25家目標公司中,14家被外資并購后市場份額有所上升。外資通過股權收購成為第一或者第二大股東的公司均以白色柱狀標示,表明外資并購方獲得了控制權②;其余公司均以灰色柱狀標示,包括資產(chǎn)收購、合資,或者是外資未成為前兩大股東的情況,這些公司的控制權并沒有被外資并購方獲得。在 16家外資方獲得控制權的上市公司中,13家公司的市場份額有所提高,平均提高幅度達到了 2.7%,同時在 9家外資方未獲控制權的上市公司中,8家公司的市場份額有所下降,平均下降了 2.4%。

由此初步推定:如果目標上市公司的控制權是被跨國公司獲得的(或者雖然暫時無控制權,但意圖通過未來增持逐步獲得控制權),則意味著作為該目標公司成為了跨國公司的子公司,必將成為跨國公司完成在華戰(zhàn)略布局的重要棋子,因此,外資方會致力于提升該公司的市場份額;對于投資基金而言,無論是否取得控制權,其目的都在于從目標公司的升值中實現(xiàn)投資收益,因此也會以擴張市場份額、改善業(yè)績?yōu)榧喝?但是如果屬于跨國公司和目標公司設立合資公司的情形,往往造成目標公司市場份額的喪失。

2.3 OLS回歸結果

應用 OLS估計得到(1)式的估計③,根據(jù)表 1的回歸結果,并購前市場份額、總資產(chǎn)比重、股東地位和并購完成后經(jīng)過的時間四個解釋變量均與目前的市場份額成正向關系。其中,并購前市場份額的系數(shù)最高在 1%的顯著性水平上顯著。并購前市場份額提高 10%,則并購后獲得的市場份額將提高 8.25%,說明目標上市公司并購前的市場地位在最大程度上決定了它當前的市場份額。衡量規(guī)模的總資產(chǎn)比重的系數(shù)在 10%的顯著性水平上顯著,其系數(shù)表明企業(yè)總資產(chǎn)行業(yè)占比提高 10%,則其市場份額將提高 2.16%,證實了資產(chǎn)規(guī)模是市場份額的決定因素之一。這兩個控制變量的估計結果也在相當程度上解釋了近年來外資方越來越偏好并購行業(yè)內(nèi)龍頭企業(yè)的原因——龍頭企業(yè)通常資產(chǎn)規(guī)模大、市場份額高,外資方可以通過并購這類企業(yè)迅速獲取戰(zhàn)略亟需的市場份額。

并購完成后經(jīng)過的時間并不具備顯著性,這是令人警醒的一個結果,它說明了外資方通過并購行為對市場份額的占領只需要很短的時間即可完成。

表示外資方股東地位的虛擬變量 H的系數(shù)值大小并無實際意義,重點在于它的符號,回歸結果顯示該項符號為正,而且在 5%的顯著性水平上顯著。這就是說,在控制了并購前市場份額、資產(chǎn)規(guī)模與并購后時間三個解釋變量的情況下,外資控股與否對目前市場份額具有顯著影響:在其他條件相同的情況下,并購后外資方獲得控制權的公司將比外資方未獲得控制權的公司占有的市場份額4.12%。而進一步證實了上文在描述統(tǒng)計分析中的初步推斷:外資方通過并購方式取得控制權后,將致力于進一步擴張市場以獲得更高的市場份額。

2.4 bootstrap精煉估計

考慮到樣本容量較小,利用漸近分布臨界值對模型(1)中參數(shù)進行顯著性檢驗或置信區(qū)間估計時,可能存在較大的估計偏誤。因此,進一步采用bootstrap方法對參數(shù)估計值、標準誤和置信區(qū)間進行精煉估計。[10]使用統(tǒng)計量的漸近分布來代替其精確有限樣本分布,來進行參數(shù)的假設檢驗或置信區(qū)間估計,就是所謂的漸近分析。但如果樣本容量較小,漸近分布與精確有限樣本分布的差別就會很大,可能導致較大的估計偏差。bootstrap方法則利用樣本數(shù)據(jù)的經(jīng)驗分布代替其總體分布,通過對原始樣本進行多次重置抽樣來估計統(tǒng)計量的精確有限樣本分布函數(shù)。

OLS參數(shù)估計值減去偏差可以得到各參數(shù)的bootstrap精煉估計,由于偏差修正相對于其 OLS估計值都非常小,表明 OLS估計結果的相對可靠性。標準差的 bootstrap估計結果顯示,只有并購前市場份額(S′)系數(shù)的標準差變化較大,但這對其顯著性影響不大,而其他變量系數(shù)標準差的變化都很小。表 1最后一欄給出 3種置信區(qū)間估計,如果參數(shù)估計量是無偏的,則 bootstrap修正的置信區(qū)間與百分位數(shù)置信區(qū)間將非常接近,除總資產(chǎn)比重(A),其他變量系數(shù)的估計量都屬于這種情形。

表1 估計結果

基于各參數(shù)的 bootstrap精煉估計,并購前市場份額提高 10%,則并購后獲得的市場份額將提高8.14%;企業(yè)總資產(chǎn)行業(yè)占比提高 10%,則其市場份額將提高 2.29%。此外在其他條件相同的情況下,并購后外資方獲得控制權的公司將比外資方未獲得控制權的公司占有的市場份額高 4.127%。

3 結論及建議

實證分析結果對于我國進行外資并購審查有兩點啟示:

第一,以并購方式利用外資時,除引進資金、技術、創(chuàng)新的考慮之外,必須認真估算并購發(fā)生后可能造成的市場份額和集中度變化,依據(jù)《反壟斷法》,限制那些嚴重損害市場競爭秩序的外資并購,特別是在國民經(jīng)濟重要行業(yè)。

第二,必須防范外資方對我國企業(yè)的“惡意并購”,在加強目標企業(yè)自我保護意識、避免國有資產(chǎn)流失的同時,應對并購方動因進行預判并謹慎選擇合作對象。

注 釋:

① 這是由于受數(shù)據(jù)可獲得性的限制,需要用上市公司匯總數(shù)據(jù)作為行業(yè)數(shù)據(jù)的代理變量。

② 此處的控制權并不是指50%以上的絕對控股,而是指一種相對的影響力,文中所選樣本公司外資方若為第三大股東,持股比例在 10%以下;若為第二大股東,持股比例在 15%～50%之間,因此可以認為只要成為前兩大股東,就對目標公司有較強的控制力。

③ OLS及 bootstrap估計結果均由 Stata10.0生成。

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