程瑤

【摘要】以2009 ～ 2018年我國(guó)滬深兩市1921起并購(gòu)交易為對(duì)象， 研究公司治理機(jī)制對(duì)并購(gòu)財(cái)富效應(yīng)的影響。 基于短期和長(zhǎng)期兩個(gè)視角研究發(fā)現(xiàn)， 從短期來看收購(gòu)公司會(huì)獲得超額回報(bào)， 長(zhǎng)期來看收購(gòu)公司價(jià)值會(huì)降低。 進(jìn)一步研究發(fā)現(xiàn)， 短期和長(zhǎng)期內(nèi)高管持股、董事會(huì)獨(dú)立性均對(duì)并購(gòu)財(cái)富產(chǎn)生了積極影響。

【關(guān)鍵詞】并購(gòu)財(cái)富效應(yīng);公司治理;超額回報(bào);短期回報(bào);長(zhǎng)期回報(bào)

【中圖分類號(hào)】F832.5? ? ? 【文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼】A? ? ? 【文章編號(hào)】1004-0994（2020）20-0039-7

一、引言

并購(gòu)是公司金融研究的熱點(diǎn)話題之一， 因?yàn)樗鼘?duì)相關(guān)方的財(cái)富會(huì)產(chǎn)生深遠(yuǎn)影響， 且對(duì)促進(jìn)中國(guó)經(jīng)濟(jì)快速增長(zhǎng)意義重大。 本文試圖研究公司治理機(jī)制對(duì)收購(gòu)公司超額回報(bào)的影響， 探討中國(guó)上市公司股東財(cái)富效應(yīng)和公司治理在并購(gòu)決策中發(fā)揮的作用。

Berger等[1] 認(rèn)為， 由于愈發(fā)活躍的并購(gòu)交易和獨(dú)特的市場(chǎng)特征， 中國(guó)成為股東財(cái)富效應(yīng)和公司治理關(guān)系研究的特例。 本文通過對(duì)2009 ～ 2018年1921起成功并購(gòu)交易的分析發(fā)現(xiàn)， 平均而言， 收購(gòu)公司的股東在公告日后的五天內(nèi)獲得了正的超額回報(bào)， 但在交易完成后的兩年內(nèi)都遭受了財(cái)富損失。 此外， 本文還研究了在并購(gòu)公告前已有的公司治理機(jī)制是如何影響市場(chǎng)對(duì)并購(gòu)公告反應(yīng)的。 研究結(jié)果表明， 市場(chǎng)對(duì)高管持有股份的公司所發(fā)公告做出了積極的反應(yīng)。 這恰恰支持了代理理論， 即對(duì)高管的適當(dāng)激勵(lì)可以減少與并購(gòu)相關(guān)的代理問題。

然而， 本文的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)無法表明在中國(guó)資本市場(chǎng)中， 非上市所有權(quán)和財(cái)富效應(yīng)顯著相關(guān)， 從而駁回了“上市股份可能會(huì)破壞公司價(jià)值”的觀點(diǎn)。 通過研究公司治理對(duì)超額回報(bào)的長(zhǎng)期影響發(fā)現(xiàn)， 二者關(guān)系隨著時(shí)間的推移而變化， 高管持股會(huì)繼續(xù)對(duì)收購(gòu)公司的超額回報(bào)產(chǎn)生顯著的正向影響。 同時(shí)還發(fā)現(xiàn)， 董事會(huì)獨(dú)立性與收購(gòu)公司的超額回報(bào)呈負(fù)相關(guān)關(guān)系。 這一結(jié)果表明， 任命獨(dú)立董事大多只是為了遵守法律法規(guī)， 而非為了有效地監(jiān)督管理層。 在控制了代表公司和交易特征的一系列變量后， 上述研究結(jié)論仍然成立。

二、文獻(xiàn)回顧與研究假設(shè)

通過廣泛梳理公司治理架構(gòu)對(duì)收購(gòu)公司在公告日和并購(gòu)交易完成后兩個(gè)時(shí)間節(jié)點(diǎn)上市場(chǎng)表現(xiàn)的影響文獻(xiàn)， 發(fā)現(xiàn)有關(guān)影響因素的研究主要集中在一系列公司治理變量上， 如上市持股和非上市持股[2] 。 下面將從三方面對(duì)現(xiàn)有文獻(xiàn)進(jìn)行綜述。

（一）并購(gòu)公告日的財(cái)富效應(yīng)

以往的研究表明， 目標(biāo)公司股東在并購(gòu)公告日（短時(shí)間窗口）均獲得了顯著的正累積超額回報(bào)[3] 。 然而， 除少部分研究發(fā)現(xiàn)收購(gòu)公司的累積超額回報(bào)略為正[4] 外， 大部分研究均認(rèn)為， 收購(gòu)公司的累積超額回報(bào)為負(fù)[5] 。 這表明， 收購(gòu)公司后獲得的負(fù)回報(bào)可能意味著從收購(gòu)公司到目標(biāo)公司的財(cái)富轉(zhuǎn)移。 此外， 一些研究還考慮了收購(gòu)公司和目標(biāo)公司的綜合回報(bào)， 幾乎所有的研究都認(rèn)為收購(gòu)公司和目標(biāo)公司的綜合回報(bào)是正向的。

由于我國(guó)資本市場(chǎng)的特殊性， 對(duì)于并購(gòu)的研究大多基于小樣本容量， 研究結(jié)論往往不確定或無法達(dá)成一致。 Song[6] 發(fā)現(xiàn)2008 ～ 2017年公布的293項(xiàng)收購(gòu)交易在公布日期前后呈現(xiàn)了顯著的正回報(bào)。 Chi等[2] 對(duì)我國(guó)2008 ～ 2013年存在并購(gòu)交易的1148家公司的特點(diǎn)進(jìn)行研究， 發(fā)現(xiàn)三天事件窗口期內(nèi)正超額回報(bào)率為1.27%。 Chi等[2] 的研究表明， 收購(gòu)公司的政治優(yōu)勢(shì)對(duì)其回報(bào)有顯著的積極影響。 鑒于中國(guó)資本市場(chǎng)中政府作為所有者和監(jiān)管者大量參與了并購(gòu)過程， 提出如下假設(shè)：

H1a：收購(gòu)公司在并購(gòu)公告日（短時(shí)間窗口）的超額回報(bào)顯著為正。

（二）并購(gòu)后的財(cái)富效應(yīng)

根據(jù)并購(gòu)公告后股票市場(chǎng)的表現(xiàn)， 長(zhǎng)期來看收購(gòu)公司的回報(bào)往往不顯著或?yàn)樨?fù)。 Jensen[7] 對(duì)美國(guó)195家上市公司并購(gòu)一年后的股票表現(xiàn)研究發(fā)現(xiàn)， 收購(gòu)公司獲得了負(fù)超額回報(bào)。 Agrawal[8] 認(rèn)為， 在成功并購(gòu)后， 收購(gòu)公司股東在長(zhǎng)期內(nèi)失去了財(cái)富。 Tuch[9] 研究發(fā)現(xiàn)， 當(dāng)充分考慮公司的長(zhǎng)期回報(bào)時(shí)， 收購(gòu)公司的股東遭受了巨大的財(cái)富損失。 對(duì)于長(zhǎng)期領(lǐng)先的負(fù)超額回報(bào)， 目前的解釋尚無一致觀點(diǎn)。 Ruback[10] 在研究長(zhǎng)期股票的表現(xiàn)時(shí)指出， “對(duì)這些并購(gòu)后負(fù)超額回報(bào)的解釋目前仍是一個(gè)未解決的問題”。

Kothari[11] 對(duì)測(cè)量長(zhǎng)期超額回報(bào)所采用的方法提出了質(zhì)疑。 但至今沒有一種新的計(jì)算方法能夠免于批評(píng)。 Sudarsanam等[12] 選取2003 ～ 2015年完成的3519起成功的英國(guó)收購(gòu)案例， 利用三個(gè)基準(zhǔn)模型研究了負(fù)回報(bào)和顯著但不同的超額回報(bào)， 同樣， Chi等[2] 發(fā)現(xiàn)收購(gòu)公司獲得了顯著的正超額回報(bào)， 且并購(gòu)公告發(fā)布前6個(gè)月的表現(xiàn)比并購(gòu)?fù)瓿珊?個(gè)月的表現(xiàn)要好， 這歸因于信息泄露和內(nèi)幕交易。 因此得出結(jié)論， 正超額回報(bào)可能是低并購(gòu)競(jìng)爭(zhēng)和政治關(guān)聯(lián)所創(chuàng)造的價(jià)值。 鑒于上述證據(jù)， 中國(guó)的收購(gòu)公司從長(zhǎng)期來看失去了財(cái)富， 因此本文提出以下假設(shè)：

H1b：收購(gòu)公司并購(gòu)公告日后（長(zhǎng)時(shí)間窗口）超額回報(bào)顯著為負(fù)。

（三）公司治理和財(cái)富效應(yīng)

眾多研究已在并購(gòu)背景下測(cè)試了公司治理對(duì)財(cái)富效應(yīng)的影響， 但以往的研究主要強(qiáng)調(diào)股權(quán)架構(gòu)在并購(gòu)公告發(fā)布前后收購(gòu)公司超額回報(bào)方面的重要性[13] 。 具體而言， 所有制對(duì)企業(yè)回報(bào)有一定影響， 尤其是在新興國(guó)家。 在中國(guó)， 是否上市與投資決策之間的關(guān)聯(lián)性往往沒有得到充分全面的探索， 已有研究得到的結(jié)論也不盡相同。 Chi等[2] 認(rèn)為政治干預(yù)和經(jīng)營(yíng)不是為了盈利， 而是幫助實(shí)現(xiàn)政府目標(biāo)。 然而， 通過對(duì)比分析2004 ～ 2016年中國(guó)上市企業(yè)和非上市企業(yè)收購(gòu)公司同行的短期和長(zhǎng)期表現(xiàn)， 我們發(fā)現(xiàn)上市企業(yè)在股票長(zhǎng)期表現(xiàn)方面優(yōu)于非上市企業(yè)。 鑒于以往經(jīng)驗(yàn)證據(jù)， 上市企業(yè)被認(rèn)為相對(duì)于盈利目標(biāo)會(huì)更重視實(shí)現(xiàn)社會(huì)目標(biāo)。 因此， 本文做出如下假設(shè)：

H2：在并購(gòu)公告發(fā)布前后， 上市企業(yè)與收購(gòu)公司回報(bào)之間存在顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系。

董事會(huì)規(guī)模被認(rèn)為是影響董事會(huì)監(jiān)督質(zhì)量的可能因素之一。 根據(jù)資源依賴性假設(shè)， 較大的董事會(huì)規(guī)?？赡軙?huì)提升決策的客觀性; 而代理理論卻認(rèn)為， 較大的董事會(huì)規(guī)模會(huì)導(dǎo)致成員之間的沖突和協(xié)調(diào)問題。 以往的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)表明， 董事會(huì)規(guī)模與收購(gòu)公司并購(gòu)回報(bào)之間存在關(guān)系， 但也有證據(jù)表明， 這種關(guān)系的方向和程度是不確定的。

代理理論認(rèn)為， 以非獨(dú)立董事為主的董事會(huì)缺乏監(jiān)督管理層的動(dòng)機(jī)， 因此非執(zhí)行獨(dú)立董事主導(dǎo)的董事會(huì)更適合上市公司。 以往的研究表明， 董事會(huì)中獨(dú)立董事的存在對(duì)監(jiān)督管理者的決策過程起著重要作用[7] 。 同時(shí)， 當(dāng)外部代表占據(jù)董事會(huì)六成以上席位時(shí)， 收購(gòu)公司會(huì)得到最好的服務(wù)。 通過研究雙重身份和收購(gòu)公司并購(gòu)回報(bào)的關(guān)系發(fā)現(xiàn)， 兩者之間存在負(fù)相關(guān)關(guān)系。 Masulis等[4] 對(duì)美國(guó)公司的研究結(jié)論也支持了代理理論的負(fù)相關(guān)關(guān)系。 然而， 也有學(xué)者在對(duì)美國(guó)公司的研究中發(fā)現(xiàn)， 雙重身份與收購(gòu)公司并購(gòu)公告回報(bào)之間存在正相關(guān)關(guān)系， 從而支持了管理和資源的依賴?yán)碚摗?鑒于發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)體和我國(guó)上市公司的混合證據(jù)， 提出如下假設(shè)：

H3a：對(duì)于收購(gòu)公司而言， 董事會(huì)規(guī)模與并購(gòu)公告回報(bào)之間存在顯著的正相關(guān)關(guān)系。

H3b：董事會(huì)獨(dú)立性與收購(gòu)公司公告回報(bào)之間存在顯著的正相關(guān)關(guān)系。

H3c：雙重身份與收購(gòu)公司并購(gòu)公告回報(bào)之間存在顯著的正相關(guān)關(guān)系。

在并購(gòu)的背景下， 有學(xué)者研究了公司治理特征對(duì)收購(gòu)的影響發(fā)現(xiàn)， 高管薪酬與收購(gòu)公司并購(gòu)公告回報(bào)正相關(guān)。 同樣， Sudarsanam等[12] 研究發(fā)現(xiàn)， 在公告日， 工資和年度獎(jiǎng)金的總和與短期股東收益之間存在正相關(guān)關(guān)系。 這些結(jié)果證實(shí)了高管薪酬對(duì)于減少機(jī)構(gòu)沖突的重要性。 一般而言， 中國(guó)的高管薪酬較低， 并且上市企業(yè)的高管薪酬低于非上市企業(yè)。

CFA報(bào)告中稱， 中國(guó)大多數(shù)上市公司高管更喜歡現(xiàn)金補(bǔ)償而不是股票期權(quán)。 在一項(xiàng)關(guān)于高管薪酬和公司回報(bào)的研究中， 發(fā)現(xiàn)首席執(zhí)行官薪酬與投資回報(bào)之間存在顯著相關(guān)關(guān)系。 管理所有權(quán)被認(rèn)為是實(shí)現(xiàn)委托人目標(biāo)、獎(jiǎng)勵(lì)代理人的最重要的聯(lián)系機(jī)制之一。 股權(quán)和股票期權(quán)等管理所有權(quán)的激勵(lì)， 在降低與并購(gòu)相關(guān)的代理成本方面發(fā)揮著重要作用。 已有的研究證據(jù)表明， 管理者的股權(quán)可能是使管理層利益與股東利益相一致的重要機(jī)制。 對(duì)于中國(guó)資本市場(chǎng)， 一些學(xué)者已經(jīng)研究了管理所有權(quán)對(duì)中國(guó)企業(yè)回報(bào)的影響。 Jensen[7] 發(fā)現(xiàn)管理層持股與公司回報(bào)之間存在正相關(guān)關(guān)系。 鑒于已有研究證據(jù)， 本文做出如下假設(shè)：

H4a：高管薪酬與收購(gòu)公司公告回報(bào)之間存在顯著的正相關(guān)關(guān)系。

H4b：高管持股與收購(gòu)公司公告回報(bào)之間存在顯著的正相關(guān)關(guān)系。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）樣本選擇

本文的研究對(duì)象是我國(guó)上市公司2009 ～ 2018年間滬深兩市的并購(gòu)交易。 原始數(shù)據(jù)集從中國(guó)證券市場(chǎng)和CSMAR數(shù)據(jù)庫(kù)獲得， 共有53910筆交易。 根據(jù)研究特點(diǎn)， 采用以下標(biāo)準(zhǔn)篩選樣本：交易狀態(tài)必須與披露的交易價(jià)值一致; 為了避免小額交易產(chǎn)生的干擾結(jié)果， 為目標(biāo)公司支付的金額應(yīng)至少為1000萬人民幣; 由于特殊的會(huì)計(jì)和監(jiān)管要求， 金融行業(yè)中所涉及公司的并購(gòu)交易不包含在內(nèi); 為確保股價(jià)變動(dòng)是由于并購(gòu)公告而非其他事件所致， 控制了混雜事件。 經(jīng)過上述處理， 最終獲得1921起并購(gòu)交易。

（二）模型構(gòu)建

1. 收購(gòu)公司在公告日的超額回報(bào)。 事件研究法是通過股票的實(shí)際收益減去正常收益來檢驗(yàn)事件引起的超額收益， 其中， 正常收益是假設(shè)事件沒有發(fā)生所產(chǎn)生的預(yù)期收益。 已有文獻(xiàn)提供了幾種估算正常收益的方法， 但使用最廣泛的是市場(chǎng)模型。 本文將使用以下公式計(jì)算上市公司的日超額收益（AR）：

式中， ARit是第t日第i只股票的超額收益， Rit為第t日第i只股票的日實(shí)際或已實(shí)現(xiàn)收益， Rmt為滬深證券交易所（具體取決于收購(gòu)公司的上市地）第t日股票的加權(quán)平均市場(chǎng)收益。 系數(shù)α1和β1根據(jù)最小二乘法（OLS）估計(jì)。 本文使用在并購(gòu)公告日前220天至公告日前21天的200個(gè)每日回報(bào)觀察值估計(jì)模型參數(shù)。

本研究在公告日前兩天到公告日后兩天的五天事件窗口期計(jì)算累計(jì)超額收益率（CAR）。 這一時(shí)期的選取充分考慮了事件發(fā)生后中國(guó)市場(chǎng)疲軟的延遲反應(yīng)， 以防事件發(fā)生前的混淆事件發(fā)生。

接下來需檢驗(yàn)超額收益是否在統(tǒng)計(jì)上顯著異于0。 本文采用累計(jì)超額收益率的統(tǒng)計(jì)顯著性方法， 采用標(biāo)準(zhǔn)化的超額收益以避免存在較大差異的超額收益。 t統(tǒng)計(jì)值的計(jì)算公式如下：

2. 收購(gòu)公司并購(gòu)后超額回報(bào)。 已有經(jīng)驗(yàn)證據(jù)表明， 長(zhǎng)期回報(bào)的衡量對(duì)方法和基準(zhǔn)都很敏感。 目前不同的基準(zhǔn)模型包括股票市場(chǎng)模型、規(guī)模和賬面市值比模型以及Fama三因素和四因素模型。 本文采用標(biāo)準(zhǔn)的BHAR（超額收益率）法， 以股票市場(chǎng)收益率為基準(zhǔn)， 計(jì)算出收購(gòu)公司的預(yù)期收益率和長(zhǎng)期回報(bào)。

為了計(jì)算BHAR， 首先， 將各公司收益和基準(zhǔn)收益（市場(chǎng)收益）分別進(jìn)行復(fù)核。 其次， 計(jì)算收購(gòu)公司的收益與同等加權(quán)市場(chǎng)收益之間的差額， 得出BHAR。 BHAR從公告日后一個(gè)月開始， 在收購(gòu)后24個(gè)月內(nèi)計(jì)算， 采用以下公式計(jì)算：

式中， Rmt是股票市場(chǎng)加權(quán)平均收益率， Rit是公司i的月度收益， t是以月為單位的投資期， BHAR24是以市場(chǎng)指數(shù)為基準(zhǔn)計(jì)算的24個(gè)月內(nèi)的平均買入和持有超額收益。

3. 多變量分析。 為探討各因素對(duì)公告日超額收益率的影響， 本文采用最小二乘法進(jìn)行橫截面回歸分析。 本研究的1921起公告交易樣本來自2015家公司， 也就是說， 在本研究的十年樣本期內(nèi)， 有一些公司參與了一次以上的收購(gòu)。 每個(gè)公司的收益可能不獨(dú)立， 并可能導(dǎo)致公司的剩余收益不獨(dú)立。 為了解決這一潛在問題， 本文使用了經(jīng)過異方差調(diào)整的標(biāo)準(zhǔn)差， 并根據(jù)收購(gòu)公司在CSMAR數(shù)據(jù)庫(kù)中的股票代碼對(duì)并購(gòu)交易進(jìn)行了聚類分析[4] 。 雖然這些收購(gòu)對(duì)象的集群可能在公司內(nèi)部相關(guān)聯(lián)， 但它們獨(dú)立于公司之間， 所估計(jì)方差對(duì)于每個(gè)公司的任何類型的相關(guān)性都是穩(wěn)健的。 使用Stata運(yùn)行橫截面回歸模型， 如下所示：

（1）被解釋變量CARit（-2，+2）被定義為在五天的事件窗口期內(nèi)， 用超過200天的市場(chǎng)模型估計(jì)參數(shù)所計(jì)算的公告期前后累積超額收益。

（2）解釋變量。 公司治理（Corporate Goverance）變量包括上市持股、非上市持股、董事會(huì)規(guī)模、CEO雙重身份、董事會(huì)獨(dú)立性、高管持股和高管薪酬等。 國(guó)家持股指按并購(gòu)公告前一年， 上市及其代理機(jī)構(gòu)持有的股份占收購(gòu)公司已發(fā)行股份總數(shù)的比例計(jì)量。 非上市持股是指在并購(gòu)公告前一年， 非上市或自然人持有的股份占收購(gòu)公司已發(fā)行股份總數(shù)的比例。 董事會(huì)規(guī)模是指在并購(gòu)公告前一年， 在收購(gòu)公司董事會(huì)任職的董事總數(shù)。 CEO雙重身份為虛擬變量， 如果收購(gòu)公司的CEO也在并購(gòu)公告前一年擔(dān)任董事會(huì)主席， 虛擬變量則等于1， 反之則為0。 董事會(huì)獨(dú)立性為虛擬變量， 如果超過33%的收購(gòu)公司董事會(huì)成員在并購(gòu)公告前一年獨(dú)立， 虛擬變量等于1， 反之則為0。 高管持股為在并購(gòu)公告發(fā)布前一年， 收購(gòu)公司高管對(duì)收購(gòu)公司的持股比例。 高管薪酬為在并購(gòu)公告前一年支付給收購(gòu)公司前三大高管包括津貼和獎(jiǎng)金的薪酬總額。

（3）控制變量（Control Variables）。 公司特征變量方面， 包括托賓Q值、杠桿率、地域、關(guān)聯(lián)方交易和公司規(guī)模、行業(yè)等。 交易特征方面， 包括目標(biāo)公司的上市狀態(tài)、多樣化收購(gòu)、支付方式、交易價(jià)值、收購(gòu)經(jīng)驗(yàn)的重復(fù)性等。 為避免多重共線性的問題， 采用虛擬變量的構(gòu)造規(guī)則， 假設(shè)檢驗(yàn)只使用上市目標(biāo)公司與全部現(xiàn)金、非上市目標(biāo)公司與全部現(xiàn)金以及非上市目標(biāo)公司與全部股票變量三個(gè)交乘項(xiàng)。

各變量符號(hào)及定義如表1所示。

四、實(shí)證結(jié)果

（一）并購(gòu)的短、長(zhǎng)期財(cái)富效應(yīng)

公告日的短期財(cái)富效應(yīng)方面， 圖1和圖2分別為超額收益在5天事件窗口期和21天窗口期的變動(dòng)。 由圖1、圖2可知， 平均超額收益率（AAR）在公告日顯示出顯著的峰值; 從公告日前兩天到公告日， 股價(jià)顯示了顯著的正收益; 在公告日后一天開始下降， 并持續(xù)到公告日后兩天; 當(dāng)事件窗口期擴(kuò)大到21天時(shí)， 趨勢(shì)變得更加明顯。 上述變動(dòng)趨勢(shì)可能是源于以下三個(gè)原因：收購(gòu)公司高估并購(gòu)機(jī)會(huì)的傲慢假設(shè); 在公告日之前沒有信息泄露， 因?yàn)槿绻霈F(xiàn)信息泄露， 股價(jià)在公告日之前會(huì)大幅波動(dòng); 中國(guó)資本市場(chǎng)是有效的， 因?yàn)橛嘘P(guān)并購(gòu)公告的信息會(huì)立即反映在股價(jià)上。

（二）公司治理和公告日的收購(gòu)公司回報(bào)

表2列示了公告日5天的累積超額回報(bào)與公司治理、收購(gòu)公司及交易特征等變量之間關(guān)系的回歸結(jié)果。 為避免多重共線性， 本文對(duì)兩個(gè)股權(quán)結(jié)構(gòu)變量（上市持股和非上市持股）進(jìn)行了單獨(dú)的回歸， 回歸結(jié)果如列（1）和（2）所示。 列（3）和（4）的回歸模型考慮了三個(gè)交互變量， 即現(xiàn)金融資的上市目標(biāo)公司、現(xiàn)金融資的非上市目標(biāo)公司和股票融資的非上市目標(biāo)公司。

表2的回歸結(jié)果表明， 回歸模型在1%的置信水平上是顯著的， 模型的解釋力與在6.1% ～ 6.3%范圍內(nèi)的調(diào)整后R2非常相似。 公司治理變量在回歸模型中統(tǒng)計(jì)上顯著。 上市持股與超額收益率在10%的置信水平上呈負(fù)相關(guān)關(guān)系。 這一發(fā)現(xiàn)與預(yù)期一致， 但與Chi等[2] 的研究不一致， 其認(rèn)為上市持股對(duì)超額收益產(chǎn)生了積極影響， 國(guó)家似乎在有損經(jīng)濟(jì)目標(biāo)的情況下預(yù)先實(shí)現(xiàn)了社會(huì)福利目標(biāo)。 本文推測(cè)， 這兩個(gè)研究之間的差異是由于樣本期內(nèi)的可交易性造成的。 上市持股與超額收益的正相關(guān)系數(shù)表明， 高管持股的收購(gòu)公司所做的并購(gòu)決策增加了股東財(cái)富。 這一結(jié)果與Sudarsanam等[12] 的研究結(jié)果一致， 同時(shí)符合本研究的預(yù)期。 非上市持股、董事會(huì)規(guī)模、CEO雙重身份、董事會(huì)獨(dú)立性的回歸系數(shù)均為不顯著。 大型董事會(huì)由于掌握了各種技能以及考慮到中國(guó)公司的復(fù)雜性質(zhì)， 做出了增加股東財(cái)富的并購(gòu)決策， 支持了資源依賴?yán)碚? CEO雙重身份的公司做出了創(chuàng)造價(jià)值的并購(gòu)決策; 董事會(huì)獨(dú)立性與并購(gòu)回報(bào)之間的正相關(guān)關(guān)系支持了普遍預(yù)期， 即董事會(huì)中獨(dú)立董事的存在有助于管理層的監(jiān)管， 從而確保他們做出最大限度提高股東權(quán)益的投資決策。 高管薪酬與并購(gòu)回報(bào)之間呈負(fù)相關(guān)關(guān)系。 這并不支持我們的假設(shè)， 可能是由于薪酬方案尚未成為促使管理者做出增加價(jià)值并購(gòu)決策的有效激勵(lì)因素。

（三）公司治理和股票長(zhǎng)期表現(xiàn)

表3列示了公告日后24個(gè)月內(nèi)買入和持有超額收益率與公司治理、公司特定特征和交易特征之間的回歸結(jié)果。 考慮到潛在的多重共線性， 分別對(duì)上市持股和非上市持股這兩個(gè)股權(quán)結(jié)構(gòu)變量進(jìn)行了分析， 回歸結(jié)果列示在列（1）和（2）中。 列（3）和（4）引入了三個(gè)交互變量， 即現(xiàn)金融資的上市目標(biāo)公司、現(xiàn)金融資的非上市目標(biāo)公司和股票融資的非上市目標(biāo)公司。

研究結(jié)果顯示， 在公司治理措施上， 長(zhǎng)期超額收益率受高管層的積極影響， 但受董事會(huì)獨(dú)立性的負(fù)向影響。 這表明高管持股比例越高， 并購(gòu)決策越積極， 支持了利益趨同假設(shè)。 與本文的假設(shè)相反， 董事會(huì)獨(dú)立性對(duì)超額收益具有顯著的負(fù)向影響。 大多數(shù)獨(dú)立董事的職位是由控股股東提名的， 因此， 其并不代表少數(shù)股東的利益。 與短期回歸分析相比， 其他變量均不顯著， 且出現(xiàn)逆轉(zhuǎn)現(xiàn)象。 其中， 上市控股對(duì)超額收益有正向影響， 但在所有模型中均不顯著， 非上市持股則具有負(fù)向影響。 這表明， 上市持股公司的長(zhǎng)期回報(bào)優(yōu)于非上市股上市公司; CEO雙重身份系數(shù)為負(fù)值， 表明一個(gè)人同時(shí)擔(dān)任CEO和董事長(zhǎng)職位將導(dǎo)致企業(yè)長(zhǎng)期價(jià)值的毀損; 雖然高管薪酬短期內(nèi)對(duì)超額收益產(chǎn)生了負(fù)向影響， 但它對(duì)收購(gòu)公司的回報(bào)具有積極的長(zhǎng)期影響， 表明薪酬較高的管理人員與股東利益一致。

（四）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

由于自變量之間的相關(guān)性會(huì)使標(biāo)準(zhǔn)差膨脹， 進(jìn)而降低參數(shù)估計(jì)效率。 為了減小這種可能性， 本文進(jìn)行了兩次多重共線性檢驗(yàn)。 首先， 使用相關(guān)矩陣檢查自變量之間的相關(guān)性。 變量之間的矯正范圍在0.01和0.64之間， 不超過0.80閾值。 其次， 進(jìn)行了方差膨脹系數(shù)（VIF）測(cè)試， 這些值的范圍在1.04和3.51之間， 沒有高于10的VIF閾值。 因此， 多重共線性診斷測(cè)試通過。

此外， 為了保證結(jié)果的可靠性， 本文對(duì)多元分析進(jìn)行了穩(wěn)健性檢驗(yàn)。 穩(wěn)健性測(cè)試中， 計(jì)算了并購(gòu)公告后12個(gè)月和36個(gè)月的BHAR， 結(jié)果與24個(gè)月的BHAR保持一致。 同時(shí)， 本文使用市場(chǎng)調(diào)整收益模型計(jì)算短期的收購(gòu)公司超額收益， 其中超額收益是股票收益與市場(chǎng)指數(shù)收益之間的差額， 結(jié)果與市場(chǎng)模型一致。 上述穩(wěn)健性檢驗(yàn)的回歸結(jié)果， 由于篇幅限制未予列示。

五、研究結(jié)論

本文以2009 ～ 2018年我國(guó)滬深兩市1921起并購(gòu)交易為研究對(duì)象， 研究了公司治理機(jī)制對(duì)并購(gòu)財(cái)富效應(yīng)的影響。 具體而言， 主要研究了公司治理對(duì)短期和長(zhǎng)期收購(gòu)公司的超額回報(bào)的影響機(jī)制。 市場(chǎng)的不同反應(yīng)方式表明， 從短期和長(zhǎng)期來看市場(chǎng)對(duì)股價(jià)的評(píng)估存在差異。 短期內(nèi)， 收購(gòu)公司會(huì)獲得財(cái)富收益， 但從長(zhǎng)期看則會(huì)失去價(jià)值。 本文探討了影響股東財(cái)富效應(yīng)的可能因素， 特別是在控制特定交易和特定公司特征的同時(shí)， 公司內(nèi)部治理機(jī)制的諸多因素對(duì)并購(gòu)財(cái)富效應(yīng)的影響。

通過對(duì)股價(jià)差異驅(qū)動(dòng)因素進(jìn)行分析， 發(fā)現(xiàn)高管持股（正）和上市持股（負(fù)）對(duì)公告期回報(bào)產(chǎn)生了相反的影響。 不同支付方式所產(chǎn)生的收益率不同， 股票支付帶來正效應(yīng)， 現(xiàn)金支付帶來負(fù)效應(yīng)。 長(zhǎng)期回歸分析表明， 高管持股的積極影響仍然存在， 然而獨(dú)立董事給超額收益帶來了顯著的負(fù)效應(yīng)。 用綜合公司治理指數(shù)衡量的董事會(huì)獨(dú)立性來替代獨(dú)立董事研究發(fā)現(xiàn)， 董事會(huì)獨(dú)立性對(duì)股東財(cái)富具有積極影響。 這與Masulis等[4] 的發(fā)現(xiàn)一致。 總體而言， 在中國(guó)的并購(gòu)事件中， 高管持股和真正的董事會(huì)獨(dú)立性是財(cái)富效應(yīng)的重要決定因素。 高管持股減少了代理人和委托人之間的利益不一致所引發(fā)的一系列問題。 鑒于目前高管持股水平較低， 監(jiān)管層需要制定鼓勵(lì)高管持股的政策。

未來研究將重點(diǎn)關(guān)注如何改進(jìn)公司治理和監(jiān)督機(jī)制， 以使管理者的利益與股東的利益相一致。 為了實(shí)現(xiàn)董事會(huì)獨(dú)立性， 應(yīng)明確獨(dú)立董事的定位， 或在監(jiān)管層面增加獨(dú)立董事成員比重。

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