韓振國，盛明陽

（西南政法大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，重慶 401120）

一、引言

并購重組是企業(yè)發(fā)展擴(kuò)張的一種重要戰(zhàn)略，也是促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)和優(yōu)化資源配置的重要途徑。據(jù)Wind 數(shù)據(jù)庫統(tǒng)計(jì)，近十年來，中國上市公司并購重組事件數(shù)量整體呈上升趨勢(shì)，雖然在2012 年受全球經(jīng)濟(jì)萎靡的影響有所下降，但依舊維持在較高的水平，并且在2015 年和2016 年達(dá)到了如日中天的階段。同時(shí)，2015 年并購重組交易額已經(jīng)突破1 萬億元，并購重組市場(chǎng)十分活躍。政策方面，2010 年國務(wù)院發(fā)布了《關(guān)于促進(jìn)企業(yè)兼并重組的意見》，為加快調(diào)整產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，促進(jìn)企業(yè)兼并重組提出了有關(guān)制度障礙消除、政策上的扶持以及管理和服務(wù)等方面的意見。2014 年國務(wù)院發(fā)布了《國務(wù)院關(guān)于進(jìn)一步優(yōu)化企業(yè)兼并重組市場(chǎng)環(huán)境的意見》，在審批制度改革、金融服務(wù)、財(cái)稅政策等方面對(duì)企業(yè)兼并重組給予支持，優(yōu)化了企業(yè)兼并重組的市場(chǎng)環(huán)境。2018 年，證監(jiān)會(huì)、交易所等多次發(fā)文鼓勵(lì)上市公司進(jìn)行并購重組，并購重組政策大幅松綁?？梢钥闯觯徽撌鞘袌?chǎng)交易還是政策推進(jìn)，企業(yè)的并購重組一直受到各方關(guān)注。進(jìn)一步地，在企業(yè)戰(zhàn)略管理理論中，并購作為企業(yè)的外部發(fā)展戰(zhàn)略，按照并購雙方所處的產(chǎn)業(yè)進(jìn)一步分為橫向并購（并購方與被并購方處于同一產(chǎn)業(yè)）、縱向并購（沿著產(chǎn)品實(shí)體流向所發(fā)生的并購）、混合并購（處于不同產(chǎn)業(yè)、在經(jīng)營上也無密切聯(lián)系的企業(yè)之間的并購）。不同的并購類型蘊(yùn)含不同的機(jī)遇，也隱含不同的風(fēng)險(xiǎn)。研究并購類型與企業(yè)績效的關(guān)系對(duì)以后的并購具有借鑒意義。

二、文獻(xiàn)綜述及研究假設(shè)

并購重組對(duì)上市公司的影響在資本市場(chǎng)上反應(yīng)最為迅速。重組事件的首次披露通常會(huì)在短期內(nèi)造成上市公司股價(jià)的劇烈波動(dòng)，而股價(jià)的波動(dòng)直接影響企業(yè)的市值和股東的財(cái)富價(jià)值。大量文獻(xiàn)基于證券市場(chǎng)的股價(jià)波動(dòng)研究了并購事件對(duì)企業(yè)和股東價(jià)值的影響，通常視其為并購事件對(duì)企業(yè)的短期績效的影響。雖然企業(yè)的并購行為短期內(nèi)在資本市場(chǎng)上有顯著反應(yīng)，但是其表現(xiàn)并不一致。

Shleifer et al.（2003）［1］發(fā)現(xiàn)并購信息的公布能夠通過股價(jià)波動(dòng)為股東創(chuàng)造短期財(cái)富效應(yīng)。Bruner（2002）［2］基于股票市場(chǎng)的股東回報(bào)，發(fā)現(xiàn)并購對(duì)賣方帶來了異常收益，買方基本上實(shí)現(xiàn)了盈虧平衡，即獲得了他們所要求的回報(bào)。李善民 等（2002）［3］根據(jù)CAMP 模型，發(fā)現(xiàn)在中國1999—2000 年滬深兩市的349 起并購活動(dòng)中，收購公司的股東財(cái)富顯著增加。張新（2003）［4］以中國上市公司并購重組事件為樣本，根據(jù)股票溢價(jià)影響分析，發(fā)現(xiàn)并購對(duì)收購公司產(chǎn)生了負(fù)面影響。李增泉等（2005）［5］分析了中國上市公司收購兼并非上市公司的市場(chǎng)反應(yīng)，結(jié)果表明，無論哪種類型的并購事件，在并購事件公布前后5 個(gè)交易日的累積超常收益均為顯著的正值。余力等（2004）［6］發(fā)現(xiàn)重大資產(chǎn)重組中，收購企業(yè)在短期內(nèi)累計(jì)超額平均收益率達(dá)到18.75%，并購重組的確給企業(yè)帶來了價(jià)值增值。云昕等（2015）［7］在優(yōu)酷土豆并購案例中發(fā)現(xiàn)，在短期內(nèi)并購事件為股票持有者帶來了超常收益。此外，國內(nèi)外學(xué)者發(fā)現(xiàn)中國上市公司的海外并購也為股東創(chuàng)造了正向的“財(cái)富效應(yīng)”（邵新建 等，2012［8］；Du et al.，2015［9］；王治皓 等，2020［10］）。進(jìn)一步地，Elgers et al.（1980）［11］從股東回報(bào)率角度研究發(fā)現(xiàn)，混合并購帶來的股東財(cái)富高于非混合并購。Martin et al.（2003）［12］研究了公司多元化的文獻(xiàn)，發(fā)現(xiàn)多元化會(huì)破壞股東價(jià)值。黃雯等（2018）［13］以246 起國有上市公司為研究樣本，發(fā)現(xiàn)并購給收購方股東帶來顯著正的財(cái)富效應(yīng)，且跨行業(yè)并購給績效帶來負(fù)面影響。楊威等（2019）［14］以中國2008—2014 年的277 個(gè)重大資產(chǎn)重組樣本的失衡分析發(fā)現(xiàn)，相比于同行業(yè)橫向和縱向并購，混合并購企業(yè)的股價(jià)反應(yīng)在公告日窗口內(nèi)更好。基于上述分析以及本文的研究對(duì)象，提出以下假設(shè)：

H1a：并購重組短期將在股票市場(chǎng)上產(chǎn)生正的超常收益且橫向并購最高。

H1b：并購重組短期將在股票市場(chǎng)上產(chǎn)生正的超常收益且縱向并購最高。

H1c：并購重組短期將在股票市場(chǎng)上產(chǎn)生正的超常收益且混合并購最高。

相比基于股價(jià)波動(dòng)對(duì)企業(yè)價(jià)值的短期影響，企業(yè)實(shí)際經(jīng)營的長期績效更具有可靠性和持續(xù)性。在并購對(duì)企業(yè)長期經(jīng)營的影響方面，已經(jīng)有比較豐富的研究，但由于研究對(duì)象的區(qū)別以及研究角度的不同，并購對(duì)企業(yè)長期經(jīng)營績效的影響仍沒有統(tǒng)一的觀點(diǎn)。

陸桂賢（2012）［15］根據(jù)各個(gè)并購公司的EVA 值并分析其變化趨勢(shì)，發(fā)現(xiàn)大多數(shù)并購公司在并購后兩年內(nèi)經(jīng)營績效沒有得到提升，并購三年后，有些公司的績效才有所改善。楊海燕等（2017）［16］以2012 年滬深兩市A 股上市公司并購案例為研究對(duì)象，基于會(huì)計(jì)研究法，發(fā)現(xiàn)并購降低了公司長期績效。Gregory（1997）［17］根據(jù)1984—1992 年英國大型收購的綜合數(shù)據(jù)集的分析，發(fā)現(xiàn)混合并購在并購后兩年的平均累計(jì)超常收益顯著劣于同行業(yè)并購，同時(shí)得出當(dāng)時(shí)在英國進(jìn)行的并購對(duì)股東財(cái)富的長期影響是顯著負(fù)面的結(jié)論。趙鵬等（2019）［18］評(píng)估了中國制造業(yè)跨國并購?fù)瓿汕昂笪迥甑目冃ё兓闆r，發(fā)現(xiàn)中國制造企業(yè)跨國并購后獲得了優(yōu)于并購前的績效水平。周小春等（2008）［19］對(duì)中國63 家上市公司的并購價(jià)值創(chuàng)造的影響因素進(jìn)行了實(shí)證研究，發(fā)現(xiàn)行業(yè)相關(guān)度可通過影響并購后的資源整合而對(duì)并購價(jià)值創(chuàng)造產(chǎn)生正的間接影響。李善民等（2004）［20］以經(jīng)營現(xiàn)金流量總資產(chǎn)收益率衡量并購績效，發(fā)現(xiàn)中國上市公司的并購活動(dòng)沒有提高企業(yè)的經(jīng)營績效。其次，并購當(dāng)年績效的提高似乎與相關(guān)行業(yè)的并購有關(guān)，而并購后一年績效的提高是來自混合并購。方芳等（2002）［21］采取財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)對(duì)比的分析方法，研究2000 年中國證券市場(chǎng)并購與重組的80 家上市公司并購前后共三年的績效，發(fā)現(xiàn)橫向并購的績效明顯優(yōu)于縱向并購和混合并購。宋淑琴等（2015）［22］選取2008—2010 年發(fā)生并購行為的滬深A(yù) 股上市公司為樣本，通過財(cái)務(wù)指標(biāo)法發(fā)現(xiàn)相關(guān)并購的并購績效優(yōu)于非相關(guān)并購。楊威等（2019）［14］對(duì)重大資產(chǎn)重組樣本的失衡分析發(fā)現(xiàn)，相比于同行業(yè)橫向和縱向并購，混合并購企業(yè)由于收購了盈利能力更強(qiáng)的資產(chǎn)，且企業(yè)通過混合并購進(jìn)入了利潤率更高的行業(yè)，實(shí)現(xiàn)業(yè)務(wù)上的轉(zhuǎn)型，給企業(yè)的經(jīng)營帶來了正面作用。劉笑萍等（2009）［23］根據(jù)滬深上市公司的794 個(gè)并購樣本，發(fā)現(xiàn)對(duì)于收購企業(yè)，多樣化并購績效顯著優(yōu)于橫向并購績效。孫健等（2013）［24］使用財(cái)務(wù)指標(biāo)分析法發(fā)現(xiàn)混合并購績效優(yōu)于橫向并購和縱向并購，且企業(yè)并購后績效的改善需要經(jīng)過一年到兩年的時(shí)間才能顯現(xiàn)出來。張翼等（2015）［25］采用因子分析法對(duì)中國上市公司并購事件發(fā)生前三年和并購后五年的經(jīng)營業(yè)績水平做了分析。結(jié)果表明，中國上市并購是無效率的，且在一定程度上驗(yàn)證了非橫向并購與收購公司并購績效短期正相關(guān)，長期負(fù)相關(guān)。劉焰（2017）［26］使用財(cái)務(wù)指標(biāo)綜合分析法，發(fā)現(xiàn)中國上市公司混合并購后的績效總體不盡如人意，并購后績效沒有得到明顯改善。蔣先玲等（2013）［27］研究發(fā)現(xiàn)企業(yè)經(jīng)營績效與混合并購及多元化經(jīng)營間存在負(fù)相關(guān)關(guān)系。原因在于企業(yè)通過混合并購實(shí)施多元化經(jīng)營所產(chǎn)生的財(cái)務(wù)協(xié)同效用較小，實(shí)施混合并購后企業(yè)必須承擔(dān)額外的經(jīng)營成本。陳西嬋（2017）［28］研究中國上市公司換股并購后發(fā)現(xiàn)，橫向并購或縱向并購有利于增加并購績效，而多元并購不利于增加并購績效?；谏鲜龇治鲆约氨疚牡难芯繉?duì)象，提出以下假設(shè)：

H2a：三種并購類型中，橫向并購的長期績效最優(yōu)。

H2b：三種并購類型中，縱向并購的長期績效最優(yōu)。

H2c：三種并購類型中，混合并購的長期績效最優(yōu)。

并購雙方資源的整合可以產(chǎn)生協(xié)同效應(yīng)，從而為企業(yè)并購行為帶來回報(bào)（Haspeslagh et al.，1991［29］）。企業(yè)采用橫向并購的主要目的是實(shí)現(xiàn)規(guī)模經(jīng)濟(jì)，降低單位成本產(chǎn)生協(xié)同效應(yīng)（Jensen，1986［30］；劉志杰，2015［31］；韓賀洋 等，2018［32］）。橫向并購后，企業(yè)可以選擇能夠降低單位成本的生產(chǎn)技術(shù)或組織結(jié)構(gòu)，重新配置資源或共享互補(bǔ)資源，進(jìn)而提高企業(yè)的創(chuàng)新能力和市場(chǎng)覆蓋能力（葉會(huì)等，2008［33］）。李善民等（2010）［34］基于資源基礎(chǔ)理論，利用對(duì)中國液化氣行業(yè)橫向并購事件進(jìn)行調(diào)查所得到的數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)并購整合的程度越高就越能體現(xiàn)出成本的協(xié)同效應(yīng)，使得成本降低，并購后帶來的規(guī)模經(jīng)濟(jì)也使企業(yè)節(jié)約了運(yùn)作成本。余力等（2004）［6］從行業(yè)相互關(guān)系對(duì)企業(yè)并購進(jìn)行分類后發(fā)現(xiàn)，同行業(yè)、同類產(chǎn)品企業(yè)之間的橫向并購可擴(kuò)大規(guī)模和市場(chǎng)份額，提高企業(yè)的競(jìng)爭(zhēng)力，同類產(chǎn)品不同環(huán)節(jié)企業(yè)之間的縱向并購，則可形成自成一體的產(chǎn)業(yè)鏈模式，實(shí)現(xiàn)協(xié)同效應(yīng)、降低成本與信息共享?？v向并購是在上下游產(chǎn)業(yè)鏈條上形成一體化，以組織內(nèi)部的交換替代市場(chǎng)交易來節(jié)約成本（王宛秋等，2016［35］）。企業(yè)通過縱向并購可以控制產(chǎn)業(yè)鏈的關(guān)鍵環(huán)節(jié)而獲得分工制度安排的最大收益（楊蕙馨等，2007［36］）。橫向并購可以產(chǎn)生規(guī)模效應(yīng)，獲取協(xié)同效應(yīng)；縱向并購節(jié)約交易費(fèi)用，短期看混合并購后業(yè)績的改善要強(qiáng)于縱向并購和橫向并購，但是長期看來橫向并購更有優(yōu)勢(shì)，并且呈穩(wěn)定上升的趨勢(shì)（馮根福等，2001［37］）?；旌喜①弰t是通過施行混合戰(zhàn)略分散風(fēng)險(xiǎn)，謀取各行業(yè)平均利潤率。楊威等（2019）［14］以中國2008—2014 年的277 個(gè)重大資產(chǎn)重組樣本分析發(fā)現(xiàn)，由于收購了盈利能力更強(qiáng)的資產(chǎn)，企業(yè)通過混合并購進(jìn)入了利潤率更高的行業(yè)，實(shí)現(xiàn)業(yè)務(wù)上的轉(zhuǎn)型。Ziva（2017）［38］以13 個(gè)國家的394 家上市公司為樣本，對(duì)比分析了工業(yè)和服務(wù)業(yè)不同并購類型的影響，發(fā)現(xiàn)橫向并購在同業(yè)部門會(huì)帶來整合效應(yīng)，縱向并購在服務(wù)業(yè)會(huì)帶來整合效應(yīng)，混合并購在兩個(gè)部門都能帶來整合效應(yīng)，但是對(duì)企業(yè)的盈利都沒有顯著的正向影響?；谏鲜龇治鲆约氨疚牡难芯繉?duì)象，提出以下假設(shè)：

H3a：橫向并購企業(yè)主要提升了運(yùn)營能力。

H3b：縱向并購企業(yè)主要提升了成長能力。

H3c：混合并購企業(yè)主要提升了盈利能力。

總結(jié)以往的文獻(xiàn)，發(fā)現(xiàn)大多數(shù)僅側(cè)重于并購行為帶來的短期效應(yīng)或長期績效之一，對(duì)于不同并購類型的長、短期并購效果對(duì)比以及探究影響并購績效因素的文獻(xiàn)很少。在并購的短期績效方面，歷史文獻(xiàn)大多表明了并購會(huì)給企業(yè)股票價(jià)值帶來正向的短期效益，但是其采用的單因素模型太過單一，而資本市場(chǎng)日益成熟，本文使用三因素模型來計(jì)算并購帶來的股票超常收益，在結(jié)果上更可靠。其次，以往的文獻(xiàn)在分析企業(yè)的長期績效時(shí)，大多使用企業(yè)的資產(chǎn)利潤率或者股票的長期持有收益率來衡量長期績效，并沒有多方面衡量企業(yè)的實(shí)際經(jīng)營狀況。本文采用因子分析法綜合企業(yè)財(cái)務(wù)報(bào)表的多項(xiàng)財(cái)務(wù)指標(biāo)，涵蓋企業(yè)多個(gè)方面的經(jīng)營狀況，更具有全面性。歷史文獻(xiàn)在一定程度上說明了不同并購類型帶來的影響與理論的一致性，闡述了某一并購類型對(duì)企業(yè)長期績效的影響，但是并沒有深入分析不同并購類型之間的差異，以及造成差異的原因。本文通過多元回歸分析不同并購類型之間的長期績效差異以及這種差異的來源，從而探尋并購行為如何給企業(yè)帶來正面效益。

三、樣本與方法

（一）樣本來源

本文樣本數(shù)據(jù)來源于萬得（Wind）資訊重大資產(chǎn)重組數(shù)據(jù)庫，以2013—2015 年完成重大資產(chǎn)重組的465 個(gè)事件為樣本。在中國上市公司股票交易市場(chǎng)上，當(dāng)上市公司進(jìn)行重大資產(chǎn)重組時(shí)，一般會(huì)提前幾個(gè)月停止股票交易，同時(shí)，重大資產(chǎn)重組能夠?qū)镜幕久鎺硪欢ǖ臎_擊，這就會(huì)在上市公司股票復(fù)牌后的交易中反映出來。其次，小規(guī)模的并購一方面不會(huì)在股票交易中產(chǎn)生明顯的市場(chǎng)反應(yīng)，另一方面也不會(huì)給公司的基本面帶來明顯的改變，無法評(píng)估其后續(xù)的影響。所以本文從重大資產(chǎn)重組數(shù)據(jù)庫中選擇并購樣本，滿足長期和短期的綜合分析要求。

本文中發(fā)生并購重組的上市公司股票交易數(shù)據(jù)、財(cái)務(wù)指標(biāo)數(shù)據(jù)來源于國泰安（CSMAR）股票市場(chǎng)交易數(shù)據(jù)庫和上市公司財(cái)務(wù)指標(biāo)分析數(shù)據(jù)庫。

為了得到本文研究目的所需的樣本，本文按照以下標(biāo)準(zhǔn)對(duì)原始數(shù)據(jù)進(jìn)行篩選最終得到266 個(gè)樣本：1.本文研究產(chǎn)業(yè)資本并購，因而剔除發(fā)生金融資本并購的樣本；2.避免多次重大重組事件之間相互影響，尤其是同一公司發(fā)的不同并購類型的相互作用，剔除了在2013—2015 年發(fā)生兩次及以上重大資產(chǎn)重組事件的樣本；3.ST 公司股票市場(chǎng)以及公司實(shí)際狀況特殊，故剔除ST 公司樣本；4.剔除公司財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)缺失嚴(yán)重的樣本。

（二）方法

1.事件研究法

事件研究法用于分析某一事件發(fā)生或者信息發(fā)布對(duì)上市公司市值的影響，即通過分析計(jì)算上市公司在并購事件公告日前后股價(jià)的波動(dòng)來考察該事件產(chǎn)生的股票的超常收益率，從而分析投資者對(duì)該事件的反應(yīng)以及對(duì)股東財(cái)富的影響。該方法在20 世紀(jì)70 年代開始用于實(shí)證研究，至今已發(fā)展成為一種標(biāo)準(zhǔn)的研究方法，主要有確定事件發(fā)生窗口、確定正常收益率的估計(jì)窗口、估計(jì)超常收益率和顯著性分析4 個(gè)步驟。

本文使用事件研究法分析并購事件對(duì)上市公司股票交易市場(chǎng)的反應(yīng)。由于股票交易市場(chǎng)反應(yīng)比較及時(shí)，在上市公司首次披露并購事件當(dāng)日就能夠產(chǎn)生巨大反應(yīng)，所以本文以上市公司并購事件的首次公告日為事件發(fā)生日。其次，大規(guī)模的并購重組事件對(duì)公司的基本面影響較大，市場(chǎng)需要較長的時(shí)間才能足夠?qū)υ撌录M(jìn)行消化，所以本文選擇首次披露日的前后15 個(gè)交易日為事件窗口。

在股票交易市場(chǎng)中，進(jìn)行重大資產(chǎn)重組行為的上市公司需要根據(jù)有關(guān)規(guī)定在首次公告日數(shù)月前停牌，部分公司在首次公告日恢復(fù)股票市場(chǎng)交易。本文參考Harford et al.（2012）［39］、王治皓等（2020）［10］的方法，以首次公告日為事件發(fā)生日，以復(fù)牌前一個(gè)交易日為-1，復(fù)牌后第一個(gè)交易日0，復(fù)牌后第二個(gè)交易日為1，則（-15，-1）和（1，15）前后各15 個(gè)交易日為事件窗口。本文選擇（-115，-16）共計(jì)100 個(gè)交易日為正常收益率的估計(jì)窗口，如果在此期間因其他非重大資產(chǎn)重組原因?qū)е鹿竟善蓖Ｅ苿t往前順推相應(yīng)交易日。根據(jù)Goyal 在2012 年對(duì)資產(chǎn)定價(jià)檢驗(yàn)的研究，F(xiàn)ama-French 三因素模型比CAPM 效果改進(jìn)很多［40］，故本文選擇使用Fama-French 三因子模型法來估計(jì)正常收益率。Fama-French 三因子資產(chǎn)定價(jià)模型為：

其中Rit為發(fā)生并購行為的上市公司i在交易日t的個(gè)股回報(bào)率，本文選擇考慮現(xiàn)金紅利再投資的日個(gè)股回報(bào)率，Rit為交易日t的市場(chǎng)回報(bào)率，根據(jù)本文涉及的上市公司所處板塊，選擇綜合A股和創(chuàng)業(yè)板的考慮現(xiàn)金紅利再投資的綜合日市場(chǎng)回報(bào)率（流通市值加權(quán)平均法）。Rit為交易日t的無風(fēng)險(xiǎn)利率，表示市場(chǎng)風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)，SMBt為交易日t的市值因子的模擬組合收益率，HMLt為交易日t的賬面市值比因子的模擬組合收益率。bi、si和hi分別是三個(gè)因子的系數(shù)，回歸模型表示如下：

計(jì)算上市公司i在事件窗口（-15，15）內(nèi)的股票正常收益率：

得到正常收益率后，計(jì)算公司i在事件窗口（-15，15）的股票超常收益率和累計(jì)超額收益率：

對(duì)于樣本總體可以計(jì)算平均超?；貓?bào)率和累計(jì)平均超?；貓?bào)率。平均超?；貓?bào)率是在事件窗口內(nèi)的某一時(shí)點(diǎn)t，n家公司股票的超常收益率的平均值：

累計(jì)平均超?；貓?bào)率是在事件窗口期（T1，T2）內(nèi)，n 家公司股票在該窗口期的累計(jì)平均超額回報(bào)率：

對(duì)平均超常收益率進(jìn)行t 檢驗(yàn)并計(jì)算p 值，判斷出事件窗口內(nèi)超常收益率的顯著性。對(duì)窗口期的累計(jì)平均超常收益進(jìn)行t 檢驗(yàn)并計(jì)算p 值，判斷該時(shí)段的累計(jì)平均超常收益的顯著性。

2.財(cái)務(wù)指標(biāo)分析法

企業(yè)的并購重組除了在短期內(nèi)造成資本市場(chǎng)對(duì)其估值的波動(dòng)以外，還會(huì)在較長時(shí)期的實(shí)際經(jīng)營績效中產(chǎn)生影響。短期的股價(jià)波動(dòng)只是投資者對(duì)并購行為的預(yù)期，甚至只是資金的投機(jī)行為，無法體現(xiàn)并購對(duì)企業(yè)長期績效帶來的真實(shí)影響。并購重組事件對(duì)企業(yè)經(jīng)營帶來的影響需要更長的時(shí)間才能展現(xiàn)出來，本文選擇財(cái)務(wù)指標(biāo)分析法來考察并購重組對(duì)企業(yè)長期績效的影響。在企業(yè)的財(cái)務(wù)指標(biāo)體系中，有若干個(gè)財(cái)務(wù)指標(biāo)反映企業(yè)在各個(gè)方面的實(shí)際情況，為了能夠?qū)ζ髽I(yè)進(jìn)行較全面地考察，本文先選出多個(gè)財(cái)務(wù)指標(biāo)并形成指標(biāo)體系，然后運(yùn)用因子分析法對(duì)發(fā)生并購事件的企業(yè)進(jìn)行并購前后的績效對(duì)比，考察并購重組對(duì)企業(yè)的長期績效影響。因子分析法可以對(duì)若干個(gè)財(cái)務(wù)指標(biāo)用主成分分析提取出公共因子，然后根據(jù)每個(gè)因子的方差貢獻(xiàn)率乘以相應(yīng)的因子得分，最后求和得出評(píng)價(jià)分?jǐn)?shù)進(jìn)行后續(xù)比較。該方法的計(jì)分公式為：

其中，F(xiàn)i是公司i根據(jù)財(cái)務(wù)指標(biāo)體系計(jì)算出的得分，aij是公司i的因子j的方差貢獻(xiàn)率，F(xiàn)ij是公司i的因子j的得分，Ni為公司i根據(jù)主成分分析提取的公共因子個(gè)數(shù)。

根據(jù)國務(wù)院國有資產(chǎn)監(jiān)督管理委員會(huì)、財(cái)政部發(fā)布的《關(guān)于發(fā)布2017 版國資委財(cái)務(wù)監(jiān)管報(bào)表XBRL 擴(kuò)展分類標(biāo)準(zhǔn)的通知》文件中的主要分析指標(biāo)表以及參考聶彎（2017）［41］、劉焰（2017）［26］、崔曉楊等（2017）［42］的做法，本文選擇流動(dòng)比率、資產(chǎn)負(fù)債率、資產(chǎn)報(bào)酬率、總資產(chǎn)凈利潤率、凈資產(chǎn)收益率、營業(yè)利潤率、存貨周轉(zhuǎn)率、總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率、凈利潤增長率、營業(yè)利潤增長率10 個(gè)財(cái)務(wù)指標(biāo)構(gòu)建了如下財(cái)務(wù)指標(biāo)體系（表1）。

表1 財(cái)務(wù)指標(biāo)評(píng)價(jià)體系

四、實(shí)證分析結(jié)果

（一）事件研究法

1.總體樣本

經(jīng)過前面的篩選后，最終有266 個(gè)樣本符合要求，按照事件研究法步驟，對(duì)其進(jìn)行分析。

表2 總體樣本的AAR 顯著性檢驗(yàn)

續(xù)表2

表中dif 表示事件窗口內(nèi)的交易日，dif=0 為事件發(fā)生日即并購公告披露后的首個(gè)交易日，-1為披露日前1 個(gè)交易日，1 為復(fù)牌后第2 個(gè)交易日，以此類推。AAR 表示平均超常收益率。根據(jù)p值可以發(fā)現(xiàn)，AAR 在事前第9 個(gè)交易日在10%的水平上顯著，但是在事件窗口（-3，6）內(nèi)才呈現(xiàn)連續(xù)性。因此，可以肯定，在并購重組公告首次披露日前的第3 個(gè)交易日市場(chǎng)上就出現(xiàn)了明顯的反應(yīng)，發(fā)生并購重組時(shí)間的上市公司股票在（-3，6）期間內(nèi)，只有dif=-2 時(shí)，平均超常收益率在10%水平上顯著，其余時(shí)間均在1%的水平上顯著。這表明，上市公司的并購重組信息公布具有顯著的市場(chǎng)反應(yīng)，且AAR 值為正，說明其在資本市場(chǎng)上產(chǎn)生了超?；貓?bào)。另一方面，在并購重組公告的首次披露日之前的交易期（-3，-1）已經(jīng)在10%以上水平顯著發(fā)生了超?；貓?bào)，說明中國上市公司的并購宣告在首次披露前存在明顯的信息泄露問題。在事件窗口期（-3，6）內(nèi)，AAR 幾乎連續(xù)在1%的水平上顯著，說明了上市公司重大資產(chǎn)重組的并購事件能夠給公司的基本面帶來較大影響，市場(chǎng)的消化時(shí)間較長，前后共10 個(gè)交易日。

圖1 總體樣本AAR 和CAR 走勢(shì)圖

區(qū)間表示事件窗口內(nèi)的時(shí)間段，［0］表示的是并購公告首次批披露后復(fù)牌的首個(gè)交易日。CAR 則表示對(duì)應(yīng)期間的累計(jì)平均超額收益率。結(jié)合前文的AAR，主要關(guān)注CAR 中的［-3，6］期間內(nèi)的子區(qū)間窗口。對(duì)比［-3，0］和［0，3］，可以發(fā)現(xiàn)并購事件有信息泄露的情形，但是披露日之后的累計(jì)平均超額收益率明顯高于披露日前，這說明了市場(chǎng)在得知并購公告后做出了很強(qiáng)烈的反應(yīng)。在窗口［-3，6］，短短10 天累計(jì)平均超額收益率高達(dá)23.85%，這體現(xiàn)了并購事件的確帶來了較高的超額股票收益，在短期內(nèi)極大地提高了上市公司的市值，增加了股東財(cái)富。

2.橫向并購樣本

經(jīng)過對(duì)樣本的篩選后，最終得到178 個(gè)滿足要求的橫向并購樣本，按照事件研究法步驟，對(duì)其進(jìn)行分析。

圖2 橫向并購樣本AAR 和CAR 走勢(shì)圖

根據(jù)實(shí)證結(jié)果，與總體樣本一致，橫向并購樣本在披露日前3 個(gè)交易日的累計(jì)平均超額收益明顯低于披露日后3 個(gè)交易日的累計(jì)平均超額收益，并且在披露日當(dāng)日平均超額收益率最高，接近5%，體現(xiàn)了市場(chǎng)對(duì)并購事件的強(qiáng)烈反應(yīng)。其次，在事件窗口期［-3，6］內(nèi)，累計(jì)平均超額收益率為20.64%，略低于總體樣本相同期間的23.85%。

3.縱向并購樣本

經(jīng)過對(duì)樣本的篩選后，最終得到31 個(gè)滿足要求的縱向并購樣本，按照事件研究法步驟，對(duì)其進(jìn)行分析。

根據(jù)實(shí)證結(jié)果，縱向并購的市場(chǎng)反應(yīng)周期遠(yuǎn)遠(yuǎn)短于總體樣本的結(jié)果，但是在公告日當(dāng)日的縱向并購事件的平均超額收益率略高于總體樣本，這可能是由于縱向樣本比較少。另一方面，在事件窗口期［-3，6］內(nèi)，縱向并購樣本的累計(jì)平均超額收益率僅為15.30%，遠(yuǎn)遠(yuǎn)低于總體樣本的23.85%。

4.混合并購樣本

經(jīng)過對(duì)樣本的篩選，最終得到57 個(gè)滿足要求的縱向并購樣本，按照事件研究法步驟，對(duì)其進(jìn)行分析。

圖3 縱向并購樣本AAR 和CAR 走勢(shì)圖

圖4 混合并購樣本AAR 和CAR 走勢(shì)圖

根據(jù)實(shí)證結(jié)果，混合并購的上市公司在并購事件首次披露日后等長度窗口內(nèi)的超額收益率顯著高于披露日前的超額收益率。在事件窗口期［-3，6］內(nèi)，累計(jì)平均超額收益率高達(dá)38.49%，顯著高于總體樣本和另外兩種并購類型的累計(jì)平均超額收益率。通過混合并購樣本平均超額收益率走勢(shì)圖，可以發(fā)現(xiàn)市場(chǎng)對(duì)并購事件的消化期幾乎還是在10 個(gè)交易日，但是其間的平均超額收益率卻遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于另外兩種并購類型，即混合并購的累計(jì)平均超額收益率遠(yuǎn)高于橫向和縱向并購類型的累計(jì)超額收益率，這說明了市場(chǎng)對(duì)混合并購的期望高于另外兩種并購類型，假設(shè)H1c 得到驗(yàn)證。

（二）財(cái)務(wù)指標(biāo)法

經(jīng)過樣本數(shù)據(jù)的篩選后，本文最終對(duì)251 家上市公司進(jìn)行了財(cái)務(wù)指標(biāo)分析。其中，橫向并購有169 個(gè)樣本，縱向并購有28 個(gè)樣本，混合并購有54 個(gè)樣本。本文對(duì)上市公司并購前一年、并購當(dāng)年、并購后第一年、并購后第二年和并購后第三年總共五年時(shí)間的財(cái)務(wù)指標(biāo)進(jìn)行了分析，根據(jù)因子分析法得出了每家公司在此期間每一年的財(cái)務(wù)指標(biāo)得分，且進(jìn)行了并購前后的比較，得出根據(jù)財(cái)務(wù)指標(biāo)體系企業(yè)績效改善的比率，最后進(jìn)行不同并購類型的比較。以F-1，F(xiàn)0，F(xiàn)+1，F(xiàn)+2，F(xiàn)+3分別表示并購前一年、并購當(dāng)年、并購后第一年、并購后第二年、并購后第三年的得分，然后用F0，F(xiàn)+1，F(xiàn)+2，F(xiàn)+3依次F-1與作差，并計(jì)算出F0-F-1，F(xiàn)+1-F-1，F(xiàn)+2-F-1，F(xiàn)+3-F-1的正值比例，該正值比例即為并購后長期績效改善的企業(yè)比例。根據(jù)不同并購類型F 差值的正值比例權(quán)衡不同并購類型的長期績效優(yōu)劣。

在對(duì)企業(yè)進(jìn)行財(cái)務(wù)指標(biāo)數(shù)據(jù)因子分析前，需要檢驗(yàn)其是否適合做因子分析。本文采用通常做法，對(duì)樣本企業(yè)的財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)進(jìn)行KMO 和Bartlett 球形檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如表3。

表3 各年度財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)KMO 和Bartlett 的檢驗(yàn)

根據(jù)表3 的結(jié)果，樣本企業(yè)在考察時(shí)間段各個(gè)年度財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)KMO 值都大于標(biāo)準(zhǔn)值0.5，同時(shí)Bartlett 球形度檢驗(yàn)都在0.000 的水平上顯著。綜上，本文樣本企業(yè)的財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)可以借助因子分析法來研究。按照因子分析法步驟，可計(jì)算出每個(gè)公司在并購前一年、并購當(dāng)年、并購后第一年、并購后第二年、并購后第三年的得分計(jì)算公式：

經(jīng)過整理，總體樣本在并購前后的統(tǒng)計(jì)情況為表4。

表4 總體樣本F 差值統(tǒng)計(jì)

根據(jù)統(tǒng)計(jì)結(jié)果，總體樣本中并購當(dāng)年僅有47.81%的上市公司得到了績效改善，這可能是并購當(dāng)年企業(yè)付出了較大成本，短期內(nèi)對(duì)企業(yè)的績效帶來了負(fù)面影響。在并購后第一年和并購后第二年，發(fā)生并購的上市公司績效改善比率不到50%，在第三年比率上升到55.78%，可以認(rèn)為并購后企業(yè)需要兩年左右的磨合期來改善經(jīng)營。

進(jìn)一步地，按照因子分析法過程，本文對(duì)樣本企業(yè)并購前后共五年的財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)進(jìn)行因子分析，探究并購類型對(duì)公司經(jīng)營的影響，計(jì)算歸納得到如表5 的統(tǒng)計(jì)結(jié)果。

表5 不同并購類型F 差值統(tǒng)計(jì)

根據(jù)實(shí)證結(jié)果，在并購當(dāng)年，混合并購帶來的影響最不利，僅有46.3%的公司財(cái)務(wù)指標(biāo)表現(xiàn)為改善，而縱向并購在并購當(dāng)年給超過半數(shù)公司的財(cái)務(wù)指標(biāo)帶來改善，橫向并購稍微好于混合并購，這可能是混合并購使得企業(yè)面對(duì)一個(gè)全新的業(yè)務(wù)領(lǐng)域，在成本上具有較大的代價(jià)且企業(yè)資源整合比橫向并購和縱向并購更具有挑戰(zhàn)性，故在并購后的一年內(nèi)績效遠(yuǎn)低于其他并購類型。在并購后第一年，縱向并購對(duì)公司財(cái)務(wù)指標(biāo)的改善更加明顯，超過57%公司的財(cái)務(wù)指標(biāo)有所改善，橫向并購也比并購當(dāng)年表現(xiàn)更佳，混合并購公司的財(cái)務(wù)指標(biāo)表現(xiàn)進(jìn)一步下降。在并購后第二年，混合并購公司的F 差值正值比例迅速上漲，從44.44%上升至55.56%，而橫向并購和縱向并購公司的F 差值正值比例轉(zhuǎn)為下降，甚至低于并購當(dāng)年。在并購后第三年，三種并購類型的公司財(cái)務(wù)指標(biāo)表現(xiàn)均上升，其中混合并購公司的F 差值正值比率高達(dá)64.81%，橫向并購公司的F 值正值比率也達(dá)到53.25%，縱向并購公司的F 差值正值比率與并購當(dāng)年相當(dāng)，這說明混合并購后，企業(yè)經(jīng)過兩年左右的磨合期，多元化發(fā)展帶來的優(yōu)勢(shì)開始體現(xiàn)出來。

總體比較，實(shí)施混合并購類型的公司在并購之后公司財(cái)務(wù)指標(biāo)F 差值正值比率是逐年上升的，且這種上升趨勢(shì)在10%的水平上顯著。雖然在并購當(dāng)年F 差值正值比例最低，但是在后期卻能夠平穩(wěn)上升且超過進(jìn)行其他兩種并購類型的公司的F 值差值正值比率，說明混合并購類型為企業(yè)帶來的長期績效最好。其次，實(shí)施橫向并購和縱向并購類型的公司在并購后三年時(shí)間，其F 差值的正值比率逐漸趨于一致，但是實(shí)施橫向并購類型的F 差值正值比率表現(xiàn)為逐步上升的趨勢(shì)，而縱向并購類型的F 差值正值比率波動(dòng)較大。所以本文認(rèn)為，在長期績效方面，混合并購帶來的優(yōu)勢(shì)最大，橫向并購與縱向并購類型無明顯區(qū)別，假設(shè)H2c 得到驗(yàn)證。

結(jié)合上市公司短期的股票市場(chǎng)超額收益率和長期的財(cái)務(wù)指標(biāo)分析，不論是在短期還是在長期，混合并購類型對(duì)公司帶來的正面影響更顯著。事件研究法中，在事件窗口期［-3，6］內(nèi)，混合并購類型帶來的超額收益率高達(dá)38.66%，遠(yuǎn)高于橫向并購類型的20.17%和縱向并購類型的15.41%。財(cái)務(wù)指標(biāo)分析中，并購后三年混合并購類型的F 差值正值比率超出另外兩種并購類型10%，這說明混合并購類型的確有助于改善企業(yè)的績效。橫向并購和縱向并購在并購后三年的F值正值比率也超過50%，但兩者之間差距不大，在一定程度上表明這兩種并購類型也有助于改善企業(yè)的績效。

（三）影響并購績效的因素

由前文的分析結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，中國上市公司的不同類型的并購之間的確存在明顯的績效差異。不論是短期的股票市場(chǎng)超額收益還是長期的財(cái)務(wù)指標(biāo)綜合評(píng)分，混合并購帶來的績效遠(yuǎn)優(yōu)于橫向并購和縱向并購，短期看來橫向并購的績效優(yōu)于縱向并購，而在長期，兩者的差異并不明顯。那么，并購績效差異究竟來源于哪些因素呢？下文將通過建立多元線性回歸模型來檢驗(yàn)各個(gè)因素對(duì)企業(yè)并購績效的影響。

1.模型設(shè)計(jì)

本文采用并購前后共五年的財(cái)務(wù)指標(biāo)綜合得分來衡量企業(yè)并購行為帶來的長期績效影響。以往的研究通常采取資產(chǎn)收益率或者每股收益衡量企業(yè)績效，這主要衡量了企業(yè)資產(chǎn)的盈利能力，而企業(yè)在發(fā)生并購時(shí)，往往會(huì)產(chǎn)生大量的資金成本，造成短期的資產(chǎn)收益率或每股收益波動(dòng)較大，進(jìn)而對(duì)企業(yè)的績效評(píng)估會(huì)有所偏頗。本文采用前部分獲得的企業(yè)財(cái)務(wù)指標(biāo)綜合得分作為被解釋變量來衡量企業(yè)的績效，其涵蓋的企業(yè)經(jīng)營信息更全面且波動(dòng)比較平緩，更適于作為被解釋變量。在使用因子分析法計(jì)算財(cái)務(wù)指標(biāo)綜合得分時(shí)，主要因子為償債能力、運(yùn)營能力、盈利能力和發(fā)展能力4 個(gè)方面，本文在構(gòu)建模型時(shí)選擇的解釋變量包括盈利能力、運(yùn)營能力和發(fā)展能力3 個(gè)方面的指標(biāo)，這也是企業(yè)財(cái)務(wù)報(bào)表衡量企業(yè)績效和預(yù)測(cè)未來經(jīng)營能力的主要方面。同時(shí)，為緩解遺漏變量產(chǎn)生的內(nèi)生性問題，參照鄧秀媛（2018）［43］和王治皓 等（2020）［10］的做法，在模型中引入控制變量資產(chǎn)負(fù)債率ROL、公司規(guī)模LnTA、年度虛擬變量Year 和行業(yè)虛擬變量Ind。

表6 影響不同類型并購績效因素的變量定義

其中，因變量Yit為上市公司i 在并購前后t（t=-1，0，1，2，3）年的財(cái)務(wù)指標(biāo)得分。自變量有衡量企業(yè)盈利能力的邊際利潤率（MPR）、營業(yè)成本率（OCR）、衡量企業(yè)成長能力的營業(yè)利潤增長率（OPGR）、衡量企業(yè)運(yùn)營能力的總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率（TAT）、衡量企業(yè)管理能力的托賓Q 值（Q）?？刂谱兞緾ontrols 包括衡量企業(yè)規(guī)模的總資產(chǎn)（LnTA）和衡量企業(yè)負(fù)債水平和融資能力資產(chǎn)負(fù)債率（ROL）。

2.實(shí)證結(jié)果

根據(jù)豪斯曼檢驗(yàn)和LM 檢驗(yàn)結(jié)果，橫向并購和混合并購的面板數(shù)據(jù)豪斯曼檢驗(yàn)P 值均小于0.05，故適宜采用固定效應(yīng)，同時(shí)控制了時(shí)間變量，即橫向并購和混合并購最終為雙向固定?？v向并購面板數(shù)據(jù)豪斯曼檢驗(yàn)P 值大于0.05，且進(jìn)一步LM 檢驗(yàn)表明其適用混合回歸。由于涉及多家公司，檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)存在異方差，故最終使用聚類穩(wěn)健的標(biāo)準(zhǔn)誤修正回歸結(jié)果。此外，還做了多元共線性分析，最終回歸方程獨(dú)立變量的VIF（方差膨脹因子）都小于10，表明變量之間不存在多重共線性問題。經(jīng)過計(jì)算與整理，得到如下表7 實(shí)證結(jié)果，其中，模型（1）、（2）、（3）、（4）分別是總體樣本、橫向并購、縱向并購和混合并購面板數(shù)據(jù)的回歸結(jié)果。

表7 并購績效影響因素的回歸結(jié)果

在企業(yè)的運(yùn)營能力方面，回歸結(jié)果在1%水平上顯著，橫向并購和縱向并購強(qiáng)于混合并購，說明混合并購的跨行業(yè)整合的確給企業(yè)的運(yùn)營帶來了難度。橫向并購、縱向并購和混合并購三種并購類型在并購前后的行業(yè)差距依次加大，其相應(yīng)的運(yùn)營效率理論上為由強(qiáng)至弱，根據(jù)回歸結(jié)果，橫向并購的運(yùn)營效率強(qiáng)于縱向并購的運(yùn)營能力，縱向并購的運(yùn)營效率強(qiáng)于混合并購，與理論相符合，假設(shè)H3a 得到驗(yàn)證。

在企業(yè)的成長能力方面，回歸結(jié)果在5%水平以上顯著，混合并購大于橫向并購，縱向并購最優(yōu)，且混合并購與縱向并購的成長能力明顯遠(yuǎn)強(qiáng)于橫向并購。這體現(xiàn)了橫向并購雖然在規(guī)模上有所擴(kuò)張，但是企業(yè)的成長能力并沒有顯著提高，而縱向并購和混合并購顯著地正面影響了企業(yè)的成長能力。縱向并購是企業(yè)在原有產(chǎn)業(yè)鏈環(huán)節(jié)的基礎(chǔ)上，向上游產(chǎn)業(yè)或者下游產(chǎn)業(yè)擴(kuò)張的發(fā)展方式，可以進(jìn)一步增強(qiáng)企業(yè)對(duì)資源或者技術(shù)的控制能力，進(jìn)而提升了企業(yè)的成長能力，假設(shè)H3b 得到驗(yàn)證。

從盈利能力來看，回歸結(jié)果在5%以上水平上顯著，混合并購企業(yè)的邊際利潤率系數(shù)遠(yuǎn)高于另外兩種并購類型，說明混合并購在盈利能力方面強(qiáng)于其他兩種并購類型，企業(yè)通過混合并購的方式更加快速地進(jìn)入高利潤行業(yè)，從而對(duì)企業(yè)績效帶來正面影響，假設(shè)H3c 得到驗(yàn)證。

此外，在企業(yè)管理能力方面，回歸結(jié)果在1%水平上顯著，混合并購明顯強(qiáng)于另外兩種類型的并購，一般情況下，混合并購后企業(yè)的整合難度和運(yùn)營難度高于行業(yè)跨度較小的橫向并購和縱向并購，并且企業(yè)的管理能力是影響整合程度的重要因素，所以進(jìn)行混合并購對(duì)企業(yè)的管理能力要求較高，實(shí)證結(jié)果發(fā)現(xiàn)實(shí)施混合并購的企業(yè)在管理能力方面高于實(shí)施其他并購類型的企業(yè)，與實(shí)際相符。在企業(yè)的營業(yè)成本方面，回歸結(jié)果在1%水平上顯著，并購會(huì)擴(kuò)大企業(yè)的規(guī)模，帶來一定的規(guī)模經(jīng)濟(jì)，有利于企業(yè)成本的降低。實(shí)證結(jié)果發(fā)現(xiàn)，三種并購類型的營業(yè)成本與財(cái)務(wù)指標(biāo)綜合得分顯著負(fù)相關(guān)，與實(shí)際相符，且橫向并購對(duì)成本的影響大于縱向并購和混合并購，即行業(yè)跨度小的并購類型在成本降低方面的作用更大。控制變量資產(chǎn)規(guī)模和資產(chǎn)負(fù)債率在三種并購類型的影響一致，企業(yè)規(guī)模與企業(yè)的并購績效正相關(guān)，表明了中國采取并購的上市公司整體來看處于規(guī)模經(jīng)濟(jì)階段，擴(kuò)大企業(yè)規(guī)模有利于企業(yè)的發(fā)展。資產(chǎn)負(fù)債率與企業(yè)的并購績效負(fù)相關(guān)，體現(xiàn)了較弱的企業(yè)融資能力限制了企業(yè)績效的提升，與實(shí)際相符。

（四）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1.對(duì)于短期績效，采用市場(chǎng)模型進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)結(jié)果與三因子模型結(jié)果相符合，故短期績效的實(shí)證結(jié)果具有一定的可靠性和穩(wěn)定性。

2.對(duì)于長期績效，為檢查實(shí)證結(jié)果是否可靠，改變了成長能力、運(yùn)營能力、管理能力的衡量方法，重新進(jìn)行模型回歸，結(jié)果如表8 所示?？梢园l(fā)現(xiàn)回歸結(jié)果仍然顯著并且三種并購類型的在各個(gè)方面的比較關(guān)系大體上與之前的結(jié)果一致，說明本文的長期績效實(shí)證結(jié)果和結(jié)論具有一定的穩(wěn)定性和可靠性。

表8 穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果

五、結(jié)論與啟示

首先，企業(yè)的并購行為不論在短期的市場(chǎng)反應(yīng)還是長期的財(cái)務(wù)指標(biāo)上，均顯示出并購對(duì)企業(yè)帶來的影響更多是正面的，這也是企業(yè)會(huì)在發(fā)展過程中采取并購戰(zhàn)略的一個(gè)主要原因。在不同并購類型的對(duì)比中，混合并購在短期的股票市場(chǎng)表現(xiàn)出了極高的超額回報(bào)率，為股票持有者帶來了巨大的財(cái)富效應(yīng)，橫向并購和縱向并購帶來的超額回報(bào)率遠(yuǎn)遠(yuǎn)低于混合并購帶來的超額回報(bào)率。雖然混合并購在理論上帶來的經(jīng)營風(fēng)險(xiǎn)更大，但是市場(chǎng)對(duì)這種并購類型的積極態(tài)度更加明顯，并且企業(yè)的確通過這種并購類型為企業(yè)的長期績效帶來更顯著的改善。結(jié)合短期的股票超額回報(bào)率和長期的企業(yè)財(cái)務(wù)指標(biāo)分析，兩者存在趨同現(xiàn)象，說明市場(chǎng)投資者在一定程度上是理性的。

其次，企業(yè)的資產(chǎn)收益率可分解為總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率和營業(yè)利潤率兩個(gè)因子，這兩個(gè)因子分別表示了企業(yè)的運(yùn)營效率和盈利能力。通過本文的實(shí)證分析，對(duì)比不同的并購類型發(fā)現(xiàn)，橫向并購和縱向并購主要體現(xiàn)于企業(yè)的經(jīng)營效率，而混合并購主要體現(xiàn)于企業(yè)的盈利能力。

第三，中國上市公司并購首次披露日前3 個(gè)交易日就在股票市場(chǎng)上體現(xiàn)了顯著的超額收益率，說明企業(yè)的并購事件存在泄露問題，證監(jiān)會(huì)對(duì)上市公司的并購信息應(yīng)該加強(qiáng)規(guī)范，維護(hù)公平的投資環(huán)境，保護(hù)中小投資者的利益。

最后，雖然中國上市公司的不同并購類型在長期看來過半數(shù)的公司績效均得到改善，但是公司績效惡化的比率并不低，并且看似風(fēng)險(xiǎn)較低的橫向并購和縱向并購在長期績效表現(xiàn)上更不具有優(yōu)勢(shì)。橫向并購和縱向并購是基于公司原有業(yè)務(wù)而進(jìn)行的延伸，說明企業(yè)發(fā)展到一定階段不只是在原有業(yè)務(wù)領(lǐng)域繼續(xù)開拓，而是要嘗試進(jìn)入新的業(yè)務(wù)領(lǐng)域，尋找新的成長點(diǎn)，即采取混合并購的方式迅速進(jìn)入其他有利可圖的業(yè)務(wù)領(lǐng)域，改善企業(yè)經(jīng)營績效。