一、引言

中央企業(yè)作為國有經(jīng)濟的主導(dǎo)力量，其發(fā)展涉及國民經(jīng)濟布局和戰(zhàn)略結(jié)構(gòu)調(diào)整等關(guān)鍵因素。為了加快推進(jìn)國有經(jīng)濟布局和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級并最終培育一批具有國際競爭力的大型跨國企業(yè)，2003—2012年，經(jīng)過一系列的并購整合，中央企業(yè)的數(shù)量由原先的179家縮減為117家。根據(jù)Wind的數(shù)據(jù)統(tǒng)計，到2012年中央企業(yè)的總資產(chǎn)已達(dá)到約27萬億元，但前一年央企的總資產(chǎn)回報率約為3.2%，低于當(dāng)年1年期存款利息?？傎Y產(chǎn)回報率這一衡量企業(yè)績效的重要指標(biāo)值明顯低于國外同類企業(yè)的水平，尤其在鋼鐵、電信、石油等幾個行業(yè)中更是如此。那么在并購的戰(zhàn)略已基本完成的情況下，央企的績效究竟有沒有通過并購得到提高?

并購是企業(yè)做大做強的有效途徑，國際上優(yōu)秀的大公司大多都經(jīng)歷過數(shù)次并購交易。盡管西方大型企業(yè)的并購基本上都是基于自身發(fā)展需要的市場化行為，但是這種基于市場化考慮的企業(yè)并購是否會改善企業(yè)績效仍然存在爭論。同樣，我國央企的并購重組究竟是否提升了企業(yè)績效也需要通過實證分析來驗證，這也就是本文研究的主要目的。本文研究發(fā)現(xiàn)并購對央企上市公司的績效影響持續(xù)為負(fù);同時期發(fā)生的民企上市公司的并購除當(dāng)年對公司績效的影響為正外，后面四年的影響也基本為負(fù)。本文的主要貢獻(xiàn)有兩點:其一，使用主成分分析法來計算獲得央企上市公司綜合績效從而使得對于央企績效的衡量更加全面準(zhǔn)確;其二，作為對比同時也研究民企并購行為與其綜合績效的關(guān)系，使得本文獲得的關(guān)于央企上市公司并購與公司績效之間關(guān)系的結(jié)論更加可靠。

現(xiàn)有文獻(xiàn)一般把并購的動因歸結(jié)為“代理問題”(agency)、“協(xié)同效應(yīng)” (synergy)、“管理者自負(fù)”(hubris)三個主要原因 (Berkovitch和 Narayanan，1993)［1］。國外企業(yè)并購的動因主要是根據(jù)企業(yè)自身發(fā)展的需要，并且由公司的管理層決定是否進(jìn)行并購。但是我國中央企業(yè)并購主要來自于政府的決策。中央企業(yè)并購的原因主要有兩點:其一，在國際競爭中做大做強。中國大型企業(yè)集團(tuán)就其規(guī)模而言，有很多已躋身世界500強前列;但就核心競爭力、經(jīng)濟效益、國際營運能力以及風(fēng)險控制能力而言和國際著名企業(yè)還有相當(dāng)大的差距。其二，調(diào)整國有經(jīng)濟布局和戰(zhàn)略結(jié)構(gòu)。中央政府致力于讓央企通過戰(zhàn)略重組，調(diào)整數(shù)量和布局，從部分次要領(lǐng)域退出，進(jìn)入到關(guān)系經(jīng)濟命脈的重要行業(yè)和關(guān)鍵領(lǐng)域。很顯然，央企實施并購的最終目的就是通過并購提高央企的綜合績效。

相關(guān)研究認(rèn)為政府干預(yù)企業(yè)并購的動因一般可以分為兩類:公共利益理論和自身利益理論。Mitnick(1980)［2］認(rèn)為政府為滿足社會管理需要而干預(yù)企業(yè)并購，目的是為了增進(jìn)社會福利。Weidenbaum(1995)［3］認(rèn)為市場失靈和資源配置無效時，政府通過看得見的手實施調(diào)控以糾正市場失靈。Shleifer和Vishny(1993)［4］研究發(fā)現(xiàn)特殊利益集團(tuán)為滿足個人私利所以會通過政府干預(yù)并購。陳信元和黃俊(2007)［5］認(rèn)為，地方政府官員通過并購等運作方式擴大企業(yè)規(guī)模而滿足局部利益;同時出于政治上的考慮來做大企業(yè)，推動經(jīng)濟發(fā)展、降低失業(yè)率等。潘紅波等 (2008)［6］則認(rèn)為地方政府為了實現(xiàn)經(jīng)濟社會目標(biāo)而干預(yù)本地企業(yè)并購來支持或掠奪本地的上市公司。La Porta等人 (1999)［7］的研究發(fā)現(xiàn)政府的確會有干預(yù)企業(yè)并購的行為。政府主導(dǎo)的企業(yè)并購，很可能會受到政府官員的干預(yù)。所以，在并購活動中，中央企業(yè)追求并購效益以及實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)布局和戰(zhàn)略結(jié)構(gòu)調(diào)整的目標(biāo)很多時候和企業(yè)風(fēng)險狀況及股東的利益不相一致。盡管政府參與主導(dǎo)并購交易的初衷是好的，但是否達(dá)到了預(yù)期的效果卻需要通過實證分析來驗證。

本文后面部分的結(jié)構(gòu)如下:第二部分對并購企業(yè)的綜合績效進(jìn)行衡量;第三部分用多元回歸模型對并購和企業(yè)績效之間的關(guān)系進(jìn)行分析;第四部分是研究結(jié)論。

二、公司績效評價模型的構(gòu)建

為了避免單一財務(wù)指標(biāo)的局限性，本文采用綜合財務(wù)指標(biāo)法來衡量一個公司的經(jīng)營狀況。在用單一財務(wù)指標(biāo)來分析公司并購績效時，現(xiàn)有文獻(xiàn)中的這些財務(wù)指標(biāo)主要包括:反映企業(yè)盈利能力的ROA、ROE、EPS，或EVA方法、托賓Q等。但是，采用這些單一的指標(biāo)不能全面反映企業(yè)并購以后所實現(xiàn)的價值增長，而且都具有較大的局限性。我國目前上市公司的績效衡量指標(biāo)都由于企業(yè)本身一些不符合上市公司規(guī)范的地方而導(dǎo)致單獨采用任何一個指標(biāo)都會不夠全面準(zhǔn)確。Bruner(2002)［8］的研究指出財務(wù)指標(biāo)法是學(xué)術(shù)界研究公司并購績效經(jīng)常采用的一種方法。所以，本文采用能夠綜合反映企業(yè)績效的綜合財務(wù)指標(biāo)法來衡量上市公司并購前后的績效。

1.公司績效評價指標(biāo)的選擇。

本文采用綜合財務(wù)指標(biāo)法從多個角度考察并購?fù)瓿珊笃髽I(yè)的經(jīng)營狀況。國資委于2006年9月頒布了《中央企業(yè)綜合績效評價實施細(xì)則》。該《細(xì)則》構(gòu)建了國有企業(yè)綜合績效評價指標(biāo)體系，其中財務(wù)績效定量評價指標(biāo)由衡量企業(yè)運營能力、盈利能力、償債能力、經(jīng)營增長能力四個方面的指標(biāo)構(gòu)成。本文據(jù)此選擇了八項指標(biāo)作為對上市公司并購績效的綜合評價指標(biāo) (詳見表1)。

表1 實證分析選用的財務(wù)指標(biāo)

本文構(gòu)建包含了以上八項基本指標(biāo)的綜合評價指標(biāo)。為了有效地衡量并購?fù)瓿珊笃髽I(yè)的績效變化情況，這里采用主成分分析法 (Principal Components Analysis)分年度構(gòu)建公司績效的綜合得分函數(shù)。主成分分析法通過數(shù)學(xué)變換的方法尋找眾多變量的公共因素，以此來簡化變量存在的復(fù)雜關(guān)系。運用這個方法能將多個變量綜合為少數(shù)幾個因子，而這些因子則可以再現(xiàn)原始變量與因子之間的相關(guān)關(guān)系;通過這些步驟就可以達(dá)到簡化變量、降低變量維數(shù)和對原始變量再解釋及命名的目的。其綜合得分模型為:

這里，F(xiàn)it為公司i在t年的綜合得分，反映i公司當(dāng)年的綜合績效;Yit為第i個因子在t年的得分;Wit為權(quán)重，是第i個因子的方差貢獻(xiàn)率;m為提取的因子個數(shù)。

采用主成分分析法會涉及基本指標(biāo)賦權(quán)的問題。本文將采用主成分分析法給基本指標(biāo)賦權(quán)，即通過SPSS軟件對2007—2011年所有A股上市公司的基本指標(biāo)逐年提取主成分，進(jìn)而構(gòu)建綜合評價模型。本文中對基本指標(biāo)賦權(quán)的過程，能夠客觀反映并購事件對企業(yè)績效的影響。

2.數(shù)據(jù)的選取與來源。

本文數(shù)據(jù)來自于CCER(中國經(jīng)濟金融研究服務(wù)平臺)、CSMAR(國泰安數(shù)據(jù)庫)以及萬德 (Wind)數(shù)據(jù)庫。本文選取2007—2011年A股上市公司為研究樣本，并采集這五年的樣本公司基本指標(biāo)數(shù)據(jù)作為本文的原始變量數(shù)據(jù)，然后分年度計算A股上市公司的綜合績效。之所以選擇2007—2011年作為研究區(qū)間，主要基于兩個原因:一是2007年以后國家實施了新會計準(zhǔn)則，為了獲得連續(xù)的會計信息、消除會計準(zhǔn)則變動對于公司財務(wù)數(shù)據(jù)的影響;二是2007年以后進(jìn)入央企的第二個經(jīng)營業(yè)績考核期，也是央企整合快速發(fā)展的時期。第一階段央企一共減少了37家。隨著整合的深入，央企的重組難度增大，為了完成四年內(nèi)減少60～70家的目標(biāo)，整合的一再提速勢必會令人對重組過程是否存在行政干預(yù)從而導(dǎo)致企業(yè)做出非理性選擇產(chǎn)生疑慮，所以研究區(qū)間選擇這五年會更有意義。本文的研究正是基于2007—2011年這五年企業(yè)財務(wù)指標(biāo)的變化來考察并購對企業(yè)績效的影響。為了提高本文研究結(jié)論的可靠性，本文從數(shù)據(jù)樣本中刪除了會計期間內(nèi)財務(wù)指標(biāo)無法獲得的公司，也刪除了ST等具有財務(wù)異常情況的公司，最終篩選出1 409家A股上市公司。

由于篇幅所限，本文略去了主成分分析法的具體過程。根據(jù)因子等分系數(shù)矩陣可以得到主成分得分方程，根據(jù)得分方程計算得到某公司所有觀測期間內(nèi)的綜合得分。

計算各年的綜合得分函數(shù)。

2007年的綜合得分函數(shù):

2008年的綜合得分函數(shù):

2009年的綜合得分函數(shù):

2010年的綜合得分函數(shù):

2011年的綜合得分函數(shù):

以上是全部五年各公司的綜合得分函數(shù)，據(jù)此可以計算1 409家上市公司2007—2011各年的綜合得分，來評價其綜合績效。

三、央企上市公司并購績效的多元回歸分析

(一)本文的模型設(shè)計

本文所采用的研究數(shù)據(jù)屬于面板數(shù)據(jù)，并借鑒Díaz等人 (2004)［9］文章中的方法。采用 2007—2011年五年間的面板數(shù)據(jù)，利用多元回歸模型來分析中央企業(yè)上市公司和民企上市公司并購績效的變動。本文的回歸分析分別采用兩個樣本數(shù)據(jù)來進(jìn)行，即中央企業(yè)上市公司樣本和民企上市公司樣本。經(jīng)過Hausman檢驗對數(shù)據(jù)的檢驗，本文最終采用固定效應(yīng)模型。

為了構(gòu)建擬合度充分的多元回歸分析模型，除了模型中代表并購事件的虛擬變量以外，模型中的控制變量是根據(jù)現(xiàn)有相關(guān)重要文獻(xiàn)中的變量來選取的，但是變量的具體選擇也考慮到了中央企業(yè)并購的特殊性。本文的模型中主要包括了三類控制變量，即股權(quán)結(jié)構(gòu)變量、公司治理變量和資本結(jié)構(gòu)變量。公司股權(quán)結(jié)構(gòu)在決定企業(yè)并購的績效中具有重要的作用。國內(nèi)外研究股權(quán)集中度和公司績效之間關(guān)系的文獻(xiàn)很多。例如，Jensen(1986)［10］研究了美國上市公司績效和股權(quán)結(jié)構(gòu)之間關(guān)系的問題。國內(nèi)關(guān)于股權(quán)結(jié)構(gòu)和并購績效的研究更是發(fā)現(xiàn)了二者之間的顯著關(guān)系。例如，馮根福和吳林江 (2001)［11］發(fā)現(xiàn)第一大股東的持股比例對并購績效有顯著正影響。公司治理結(jié)構(gòu)的變化也會受到并購交易的影響，從而影響公司的績效。李善民和張媛春 (2009)［12］發(fā)現(xiàn)管理層持股能夠減少管理層為謀取私利而從事有損于股東價值的并購行為。關(guān)于公司資本結(jié)構(gòu)的變量，Maloney等人 (1993)［13］認(rèn)為并購交易完成后企業(yè)的資本結(jié)構(gòu)會更加合理。Park和Jang(2013)［14］的研究發(fā)現(xiàn)并購會使并購公司的資本結(jié)構(gòu)發(fā)生調(diào)整，從而引發(fā)并購公司在現(xiàn)金流、資本成本等方面的調(diào)整，并最終影響公司的并購績效。因此在模型中我們也加入資本結(jié)構(gòu)變量。此外，由于公司規(guī)模和并購交易的超額收益有顯著相關(guān)性(Moeller等人，2004)［15］，所以模型中的控制變量也包括公司規(guī)模。具體來說，我們用第一大股東持股比例、股權(quán)制衡度、股權(quán)集中度三個變量來衡量公司的股權(quán)結(jié)構(gòu);用董事會規(guī)模、獨立董事比例、高管薪酬、高管隱性收益、高管人員持股比例五個變量來衡量公司治理;用總資產(chǎn)負(fù)債率來衡量公司融資結(jié)構(gòu);最后以公司總資產(chǎn)來衡量公司規(guī)模。這些控制變量的定義列示在表2中。

表2 控制變量說明

本文所采用的多元回歸模型的具體結(jié)構(gòu)如下:

模型中變量解釋如下:

1.因變量:Per_Fit是樣本公司2007—2011年五年間的綜合績效，在本文的第三部分已經(jīng)用主成分分析法計算得出。

2.并購事件變量:MA_Tit為并購事件虛擬變量，其系數(shù)αT表示并購發(fā)生T年后，并購事件虛擬變量的系數(shù)。MA_Tit為虛擬變量，所以如果公司發(fā)生并購則取1，并在其隨后年份都取1;未發(fā)生并購則取0，直到該公司發(fā)生并購時取1。T表示并購后的年數(shù)。2007年至2011年共五年，所以T取值為0到4;T=0表示并購當(dāng)年，T=1表示并購后一年，依此類推。例如MA_0it=1，表示i公司在t年首次發(fā)生并購 (t=2007，2008，…，2011)，那么MA_1it+1必取1，表示i公司一年前發(fā)生了并購，同理MA_2it+2必然取1，表示i公司兩年前發(fā)生了并購。

3.控制變量的定義見表2。

4.模型中δi表示個體固定效應(yīng)，用來控制不隨時間變化的難以觀測的變量。εit為隨機誤差項。

(二)研究樣本的選擇與數(shù)據(jù)來源

這里對在前文中已獲得其綜合績效值的1 409家樣本公司進(jìn)行篩選。關(guān)于企業(yè)實際控制人的信息和并購事件的有關(guān)數(shù)據(jù)來自于Wind資訊數(shù)據(jù)庫和國泰安數(shù)據(jù)庫。根據(jù)年報中股東及股東變更情況進(jìn)行核實，確保2007—2011年公司實際控制人屬性未發(fā)生變更。按照實際控制人為國有的標(biāo)準(zhǔn)，共篩選出247家中央企業(yè)上市公司和410家非央企上市公司。2007—2011年之間共發(fā)生多起并購事件，本文為了研究結(jié)果的普適性和有效性，按照三條標(biāo)準(zhǔn)選擇樣本:第一，考慮到央企上市公司并購的規(guī)模一般較大，本文只選取并購標(biāo)的價格在1 000萬以上的交易;第二，剔除ST、*ST等交易狀態(tài)異動的公司，以減小其他經(jīng)濟因素對績效的影響;第三，由于金融類企業(yè)和其他行業(yè)類的企業(yè)在適用的監(jiān)管法規(guī)、會計制度和會計特征等方面的不同，因而也被剔除。最終篩選出325起并購事件，其中央企上市公司并購事件132起，私人部門上市公司并購事件193起?？刂谱兞康臄?shù)據(jù)主要來自于WIND資訊數(shù)據(jù)庫和CCER中國經(jīng)濟金融研究服務(wù)平臺。由于個別數(shù)據(jù)缺失，因而這里采用針對非平衡面板數(shù)據(jù)的方法進(jìn)行分析。

(三)實證檢驗的結(jié)果及分析

1.多元回歸分析結(jié)果及其檢驗。

在進(jìn)行回歸分析之前，我們先利用Hausman檢驗確定了應(yīng)當(dāng)使用固定效應(yīng)模型進(jìn)行回歸分析，并且根據(jù)Wald檢驗確定了采用可行廣義最小二乘法(FGLS)對參數(shù)進(jìn)行估計。另外，利用方差膨脹因子(VIF)和容許度 (TOL)兩項指標(biāo)對所有變量進(jìn)行檢驗，沒有發(fā)現(xiàn)變量之間有多重共線性的問題。對中央企業(yè)上市公司數(shù)據(jù)進(jìn)行多元回歸分析的結(jié)果顯示在表3中。表中的結(jié)果顯示并購當(dāng)年和并購后的四年里中央企業(yè)并購事件變量的系數(shù)都是顯著為負(fù)的，說明并購?fù)瓿珊蟮乃哪陜?nèi)中央企業(yè)上市公司的績效并未改善。模型中的變量“股權(quán)集中度”的系數(shù)顯著為負(fù)，說明股權(quán)過分集中對央企的績效有負(fù)面的作用。變量“高管隱性收益”的系數(shù)顯著為正，說明高管的隱性收益越高，則并購后企業(yè)的綜合績效越好;這個結(jié)果表明高管本身的隱性收益和企業(yè)并購后的績效有正向的相關(guān)性。變量“資產(chǎn)負(fù)債率”的系數(shù)顯著為負(fù)，說明中央企業(yè)的負(fù)債率越高，對于并購企業(yè)的綜合績效有負(fù)面的影響。其他解釋變量的估計系數(shù)均不顯著。模型R2為0.49，模型的F檢驗值也是顯著的，說明模型的擬合度良好。

表3 央企上市公司多元回歸分析

續(xù)前表

表4中民營企業(yè)上市公司的回歸分析結(jié)果顯示并購發(fā)生當(dāng)年和并購?fù)瓿芍蟮牡谒哪瓴①徥录兞康墓烙嬒禂?shù)都是顯著的，但系數(shù)的符號相反。具體說來，并購發(fā)生當(dāng)年的并購事件變量系數(shù)顯著為正，說明并購事件對于并購當(dāng)年的民企綜合績效有顯著的正影響。但并購?fù)瓿珊蟮那叭?，并購事件變量的系?shù)都不顯著，說明在這三年里企業(yè)的綜合績效和并購事件之間無顯著關(guān)系。但是在并購?fù)瓿珊蟮牡谒哪辏①徥录τ诿駹I企業(yè)綜合績效的影響為負(fù)。模型的F檢驗值顯著;模型的R2值為0.52，說明方程擬合度較好。

表4 民企公司多元回歸分析

續(xù)前表

2.分析結(jié)果的穩(wěn)健性分析。

我們接著對多元回歸結(jié)果進(jìn)行穩(wěn)健性分析。由于本文的主要目的是研究并購事件和企業(yè)并購后績效之間的關(guān)系，所以我們用另一個常用的衡量經(jīng)營績效的變量來代替本文所采用的綜合績效指標(biāo);如果這時候得出的關(guān)于并購事件和企業(yè)績效之間關(guān)系的結(jié)論和前面的結(jié)果基本一致，則說明我們前面得到的分析結(jié)果是可靠的。由于近年來越來越多的相關(guān)研究把度量公司現(xiàn)金流的變量作為衡量企業(yè)績效的有效指標(biāo) (Faulkender等人，2012)［16］，所以我們采用了經(jīng)營現(xiàn)金流的總資產(chǎn)收益率 (CFR)(Healy等人，1992)［17］來代替綜合績效進(jìn)一步檢驗本文回歸分析結(jié)果的穩(wěn)健性。我們發(fā)現(xiàn)穩(wěn)健性檢驗結(jié)果表明本文的主要研究結(jié)論沒有改變。用總資產(chǎn)收益率代替綜合績效指標(biāo)以后的央企上市公司和民企上市公司的多元回歸分析結(jié)果分別見表5和表6。

表5 央企上市公司的穩(wěn)健性檢驗

續(xù)前表

表6 民企上市公司的穩(wěn)健性檢驗

續(xù)前表

從表5中的回歸分析結(jié)果可以看出，對央企上市公司來說，在并購的當(dāng)年和并購?fù)瓿珊蟮乃哪昀锊①徥录兞康南禂?shù)依然都是顯著為負(fù)，這和前面采用綜合績效作為因變量時的分析結(jié)果一致。這說明使用衡量現(xiàn)金流的解釋變量時，并購事件對于企業(yè)績效的影響仍然為負(fù)。解釋變量中的“總資產(chǎn)負(fù)債率”的系數(shù)顯著為負(fù)，這和前面的回歸分析結(jié)果一致。解釋變量“股權(quán)集中度”和“高管隱性收益”系數(shù)雖然仍然顯著，但系數(shù)的符號和前面模型中相應(yīng)系數(shù)的符號相反。模型總體顯著，R2為 0.74，F(xiàn)檢驗值為15.54，說明模型擬合度較好。所以，用經(jīng)營現(xiàn)金流的總資產(chǎn)收益率 (CFR)代替綜合績效對方程進(jìn)行回歸分析，在最重要的并購事件變量上與前文中的結(jié)果一致。

民企上市公司穩(wěn)健性檢驗的回歸分析結(jié)果顯示在表6里?；貧w結(jié)果顯示并購事件變量在并購當(dāng)年的系數(shù)顯著為負(fù) (原模型中在并購當(dāng)年并購事件變量的系數(shù)顯著為正);但并購后四年中的并購事件變量系數(shù)與原模型中的結(jié)果一致，即都顯著為負(fù)。在其他解釋變量中，股權(quán)結(jié)構(gòu)變量和原模型中的結(jié)果一致;但是公司治理變量、融資結(jié)構(gòu)變量以及公司規(guī)模變量的估計系數(shù)雖然顯著，但是系數(shù)的符號和原模型中相應(yīng)系數(shù)的符號相反。模型的R2為0.61，F(xiàn)檢驗值為8.56，說明方程擬合度較好。這里可以看出，最重要的并購事件變量除并購當(dāng)年外，和原模型中的結(jié)果基本一致，基本不改變原模型“并購未改善民企上市公司績效”的結(jié)論。

(四)回歸結(jié)果分析

總之，上面的回歸分析結(jié)果顯示中央企業(yè)上市公司并購當(dāng)年以及并購后四年的并購事件變量均顯著為負(fù)，說明并購并未改善央企上市公司的績效，甚至并購交易導(dǎo)致央企上市公司的績效變差。此外，我們發(fā)現(xiàn)民營企業(yè)上市公司的并購對公司當(dāng)年的績效有正向影響，但并購后四年中績效總體也轉(zhuǎn)差。由于民營上市公司的并購決策在投資者的觀念中應(yīng)該是企業(yè)基于自身發(fā)展的需要和市場的選擇，所以更有可能在宣布后獲得市場上投資者的正面反映。這種情況下，民營企業(yè)并購事件的宣布很可能會使得市場有過度的正向反映，反映到企業(yè)當(dāng)年的績效上就是并購事件和績效的正相關(guān)性，這是公司理財研究中信號效應(yīng) (SignalingEffect)的 常 見 現(xiàn) 象 (John和 Williams，1985)［18］。另外，如果和國內(nèi)關(guān)于并購績效的相關(guān)研究加以比較就會發(fā)現(xiàn)大部分的研究結(jié)論基本一致，但他們的研究對象不是央企上市公司，而是一般性的上市公司或者地方國有企業(yè)。

四、研究結(jié)論

本文考察了中央企業(yè)上市公司并購對于公司績效的影響，并以民企上市公司作為參照組來比較兩類公司在并購前后經(jīng)營績效的變化。研究發(fā)現(xiàn)，并購活動從當(dāng)年到并購后四年對中央企業(yè)上市公司的績效具有顯著的負(fù)影響，所以并購活動并沒能改善央企上市公司的績效。同時，民企上市公司的并購活動對公司績效盡管在當(dāng)年有正的影響，但隨后的年份對其績效的影響基本為負(fù)。由于央企在國民經(jīng)濟中居于非常重要的地位，因此應(yīng)當(dāng)高度重視央企并購的決策過程和論證起點首先是要從企業(yè)本身的發(fā)展需要和所在行業(yè)的內(nèi)在特征和發(fā)展趨勢來考慮。其次，在并購過程中應(yīng)對企業(yè)的并購計劃根據(jù)具體經(jīng)營情況和企業(yè)所在行業(yè)的發(fā)展態(tài)勢隨時進(jìn)行調(diào)整，準(zhǔn)確評估企業(yè)面臨的潛在風(fēng)險。另外，在并購初步完成后，要根據(jù)企業(yè)內(nèi)外的具體情況，對于公司在管理、技術(shù)、人才、科技水平等方面的具體做法適時做出調(diào)整，以符合企業(yè)并購?fù)瓿珊蟮膽?zhàn)略需要。只有這樣，我國央企未來的并購重組才可能達(dá)到預(yù)期的宏觀經(jīng)濟目標(biāo)并服從于我國經(jīng)濟戰(zhàn)略發(fā)展的需要。