中央企业上市公司并购绩效的实证研究

一、引言

中央企业作为国有经济的主导力量，其发展涉及国民经济布局和战略结构调整等关键因素。为了加快推进国有经济布局和产业结构升级并最终培育一批具有国际竞争力的大型跨国企业，2003—2012年，经过一系列的并购整合，中央企业的数量由原先的179家缩减为117家。根据Wind的数据统计，到2012年中央企业的总资产已达到约27万亿元，但前一年央企的总资产回报率约为3.2%，低于当年1年期存款利息。总资产回报率这一衡量企业绩效的重要指标值明显低于国外同类企业的水平，尤其在钢铁、电信、石油等几个行业中更是如此。那么在并购的战略已基本完成的情况下，央企的绩效究竟有没有通过并购得到提高?

并购是企业做大做强的有效途径，国际上优秀的大公司大多都经历过数次并购交易。尽管西方大型企业的并购基本上都是基于自身发展需要的市场化行为，但是这种基于市场化考虑的企业并购是否会改善企业绩效仍然存在争论。同样，我国央企的并购重组究竟是否提升了企业绩效也需要通过实证分析来验证，这也就是本文研究的主要目的。本文研究发现并购对央企上市公司的绩效影响持续为负;同时期发生的民企上市公司的并购除当年对公司绩效的影响为正外，后面四年的影响也基本为负。本文的主要贡献有两点:其一，使用主成分分析法来计算获得央企上市公司综合绩效从而使得对于央企绩效的衡量更加全面准确;其二，作为对比同时也研究民企并购行为与其综合绩效的关系，使得本文获得的关于央企上市公司并购与公司绩效之间关系的结论更加可靠。

现有文献一般把并购的动因归结为“代理问题”(agency)、“协同效应” (synergy)、“管理者自负”(hubris)三个主要原因 (Berkovitch和 Narayanan，1993)［1］。国外企业并购的动因主要是根据企业自身发展的需要，并且由公司的管理层决定是否进行并购。但是我国中央企业并购主要来自于政府的决策。中央企业并购的原因主要有两点:其一，在国际竞争中做大做强。中国大型企业集团就其规模而言，有很多已跻身世界500强前列;但就核心竞争力、经济效益、国际营运能力以及风险控制能力而言和国际著名企业还有相当大的差距。其二，调整国有经济布局和战略结构。中央政府致力于让央企通过战略重组，调整数量和布局，从部分次要领域退出，进入到关系经济命脉的重要行业和关键领域。很显然，央企实施并购的最终目的就是通过并购提高央企的综合绩效。

相关研究认为政府干预企业并购的动因一般可以分为两类:公共利益理论和自身利益理论。Mitnick(1980)［2］认为政府为满足社会管理需要而干预企业并购，目的是为了增进社会福利。Weidenbaum(1995)［3］认为市场失灵和资源配置无效时，政府通过看得见的手实施调控以纠正市场失灵。Shleifer和Vishny(1993)［4］研究发现特殊利益集团为满足个人私利所以会通过政府干预并购。陈信元和黄俊(2007)［5］认为，地方政府官员通过并购等运作方式扩大企业规模而满足局部利益;同时出于政治上的考虑来做大企业，推动经济发展、降低失业率等。潘红波等 (2008)［6］则认为地方政府为了实现经济社会目标而干预本地企业并购来支持或掠夺本地的上市公司。La Porta等人 (1999)［7］的研究发现政府的确会有干预企业并购的行为。政府主导的企业并购，很可能会受到政府官员的干预。所以，在并购活动中，中央企业追求并购效益以及实现产业布局和战略结构调整的目标很多时候和企业风险状况及股东的利益不相一致。尽管政府参与主导并购交易的初衷是好的，但是否达到了预期的效果却需要通过实证分析来验证。

本文后面部分的结构如下:第二部分对并购企业的综合绩效进行衡量;第三部分用多元回归模型对并购和企业绩效之间的关系进行分析;第四部分是研究结论。

二、公司绩效评价模型的构建

为了避免单一财务指标的局限性，本文采用综合财务指标法来衡量一个公司的经营状况。在用单一财务指标来分析公司并购绩效时，现有文献中的这些财务指标主要包括:反映企业盈利能力的ROA、ROE、EPS，或EVA方法、托宾Q等。但是，采用这些单一的指标不能全面反映企业并购以后所实现的价值增长，而且都具有较大的局限性。我国目前上市公司的绩效衡量指标都由于企业本身一些不符合上市公司规范的地方而导致单独采用任何一个指标都会不够全面准确。Bruner(2002)［8］的研究指出财务指标法是学术界研究公司并购绩效经常采用的一种方法。所以，本文采用能够综合反映企业绩效的综合财务指标法来衡量上市公司并购前后的绩效。

1.公司绩效评价指标的选择。

本文采用综合财务指标法从多个角度考察并购完成后企业的经营状况。国资委于2006年9月颁布了《中央企业综合绩效评价实施细则》。该《细则》构建了国有企业综合绩效评价指标体系，其中财务绩效定量评价指标由衡量企业运营能力、盈利能力、偿债能力、经营增长能力四个方面的指标构成。本文据此选择了八项指标作为对上市公司并购绩效的综合评价指标 (详见表1)。

表1 实证分析选用的财务指标

本文构建包含了以上八项基本指标的综合评价指标。为了有效地衡量并购完成后企业的绩效变化情况，这里采用主成分分析法 (Principal Components Analysis)分年度构建公司绩效的综合得分函数。主成分分析法通过数学变换的方法寻找众多变量的公共因素，以此来简化变量存在的复杂关系。运用这个方法能将多个变量综合为少数几个因子，而这些因子则可以再现原始变量与因子之间的相关关系;通过这些步骤就可以达到简化变量、降低变量维数和对原始变量再解释及命名的目的。其综合得分模型为:

这里，Fit为公司i在t年的综合得分，反映i公司当年的综合绩效;Yit为第i个因子在t年的得分;Wit为权重，是第i个因子的方差贡献率;m为提取的因子个数。

采用主成分分析法会涉及基本指标赋权的问题。本文将采用主成分分析法给基本指标赋权，即通过SPSS软件对2007—2011年所有A股上市公司的基本指标逐年提取主成分，进而构建综合评价模型。本文中对基本指标赋权的过程，能够客观反映并购事件对企业绩效的影响。

2.数据的选取与来源。

本文数据来自于CCER(中国经济金融研究服务平台)、CSMAR(国泰安数据库)以及万德 (Wind)数据库。本文选取2007—2011年A股上市公司为研究样本，并采集这五年的样本公司基本指标数据作为本文的原始变量数据，然后分年度计算A股上市公司的综合绩效。之所以选择2007—2011年作为研究区间，主要基于两个原因:一是2007年以后国家实施了新会计准则，为了获得连续的会计信息、消除会计准则变动对于公司财务数据的影响;二是2007年以后进入央企的第二个经营业绩考核期，也是央企整合快速发展的时期。第一阶段央企一共减少了37家。随着整合的深入，央企的重组难度增大，为了完成四年内减少60～70家的目标，整合的一再提速势必会令人对重组过程是否存在行政干预从而导致企业做出非理性选择产生疑虑，所以研究区间选择这五年会更有意义。本文的研究正是基于2007—2011年这五年企业财务指标的变化来考察并购对企业绩效的影响。为了提高本文研究结论的可靠性，本文从数据样本中删除了会计期间内财务指标无法获得的公司，也删除了ST等具有财务异常情况的公司，最终筛选出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体过程。根据因子等分系数矩阵可以得到主成分得分方程，根据得分方程计算得到某公司所有观测期间内的综合得分。

计算各年的综合得分函数。

2007年的综合得分函数:

2008年的综合得分函数:

2009年的综合得分函数:

2010年的综合得分函数:

2011年的综合得分函数:

以上是全部五年各公司的综合得分函数，据此可以计算1 409家上市公司2007—2011各年的综合得分，来评价其综合绩效。

三、央企上市公司并购绩效的多元回归分析

(一)本文的模型设计

本文所采用的研究数据属于面板数据，并借鉴Díaz等人 (2004)［9］文章中的方法。采用 2007—2011年五年间的面板数据，利用多元回归模型来分析中央企业上市公司和民企上市公司并购绩效的变动。本文的回归分析分别采用两个样本数据来进行，即中央企业上市公司样本和民企上市公司样本。经过Hausman检验对数据的检验，本文最终采用固定效应模型。

为了构建拟合度充分的多元回归分析模型，除了模型中代表并购事件的虚拟变量以外，模型中的控制变量是根据现有相关重要文献中的变量来选取的，但是变量的具体选择也考虑到了中央企业并购的特殊性。本文的模型中主要包括了三类控制变量，即股权结构变量、公司治理变量和资本结构变量。公司股权结构在决定企业并购的绩效中具有重要的作用。国内外研究股权集中度和公司绩效之间关系的文献很多。例如，Jensen(1986)［10］研究了美国上市公司绩效和股权结构之间关系的问题。国内关于股权结构和并购绩效的研究更是发现了二者之间的显著关系。例如，冯根福和吴林江 (2001)［11］发现第一大股东的持股比例对并购绩效有显著正影响。公司治理结构的变化也会受到并购交易的影响，从而影响公司的绩效。李善民和张媛春 (2009)［12］发现管理层持股能够减少管理层为谋取私利而从事有损于股东价值的并购行为。关于公司资本结构的变量，Maloney等人 (1993)［13］认为并购交易完成后企业的资本结构会更加合理。Park和Jang(2013)［14］的研究发现并购会使并购公司的资本结构发生调整，从而引发并购公司在现金流、资本成本等方面的调整，并最终影响公司的并购绩效。因此在模型中我们也加入资本结构变量。此外，由于公司规模和并购交易的超额收益有显著相关性(Moeller等人，2004)［15］，所以模型中的控制变量也包括公司规模。具体来说，我们用第一大股东持股比例、股权制衡度、股权集中度三个变量来衡量公司的股权结构;用董事会规模、独立董事比例、高管薪酬、高管隐性收益、高管人员持股比例五个变量来衡量公司治理;用总资产负债率来衡量公司融资结构;最后以公司总资产来衡量公司规模。这些控制变量的定义列示在表2中。

表2 控制变量说明

本文所采用的多元回归模型的具体结构如下:

模型中变量解释如下:

1.因变量:Per_Fit是样本公司2007—2011年五年间的综合绩效，在本文的第三部分已经用主成分分析法计算得出。

2.并购事件变量:MA_Tit为并购事件虚拟变量，其系数αT表示并购发生T年后，并购事件虚拟变量的系数。MA_Tit为虚拟变量，所以如果公司发生并购则取1，并在其随后年份都取1;未发生并购则取0，直到该公司发生并购时取1。T表示并购后的年数。2007年至2011年共五年，所以T取值为0到4;T=0表示并购当年，T=1表示并购后一年，依此类推。例如MA_0it=1，表示i公司在t年首次发生并购 (t=2007，2008，…，2011)，那么MA_1it+1必取1，表示i公司一年前发生了并购，同理MA_2it+2必然取1，表示i公司两年前发生了并购。

3.控制变量的定义见表2。

4.模型中δi表示个体固定效应，用来控制不随时间变化的难以观测的变量。εit为随机误差项。

(二)研究样本的选择与数据来源

这里对在前文中已获得其综合绩效值的1 409家样本公司进行筛选。关于企业实际控制人的信息和并购事件的有关数据来自于Wind资讯数据库和国泰安数据库。根据年报中股东及股东变更情况进行核实，确保2007—2011年公司实际控制人属性未发生变更。按照实际控制人为国有的标准，共筛选出247家中央企业上市公司和410家非央企上市公司。2007—2011年之间共发生多起并购事件，本文为了研究结果的普适性和有效性，按照三条标准选择样本:第一，考虑到央企上市公司并购的规模一般较大，本文只选取并购标的价格在1 000万以上的交易;第二，剔除ST、*ST等交易状态异动的公司，以减小其他经济因素对绩效的影响;第三，由于金融类企业和其他行业类的企业在适用的监管法规、会计制度和会计特征等方面的不同，因而也被剔除。最终筛选出325起并购事件，其中央企上市公司并购事件132起，私人部门上市公司并购事件193起。控制变量的数据主要来自于WIND资讯数据库和CCER中国经济金融研究服务平台。由于个别数据缺失，因而这里采用针对非平衡面板数据的方法进行分析。

(三)实证检验的结果及分析

1.多元回归分析结果及其检验。

在进行回归分析之前，我们先利用Hausman检验确定了应当使用固定效应模型进行回归分析，并且根据Wald检验确定了采用可行广义最小二乘法(FGLS)对参数进行估计。另外，利用方差膨胀因子(VIF)和容许度 (TOL)两项指标对所有变量进行检验，没有发现变量之间有多重共线性的问题。对中央企业上市公司数据进行多元回归分析的结果显示在表3中。表中的结果显示并购当年和并购后的四年里中央企业并购事件变量的系数都是显著为负的，说明并购完成后的四年内中央企业上市公司的绩效并未改善。模型中的变量“股权集中度”的系数显著为负，说明股权过分集中对央企的绩效有负面的作用。变量“高管隐性收益”的系数显著为正，说明高管的隐性收益越高，则并购后企业的综合绩效越好;这个结果表明高管本身的隐性收益和企业并购后的绩效有正向的相关性。变量“资产负债率”的系数显著为负，说明中央企业的负债率越高，对于并购企业的综合绩效有负面的影响。其他解释变量的估计系数均不显著。模型R2为0.49，模型的F检验值也是显著的，说明模型的拟合度良好。

表3 央企上市公司多元回归分析

续前表

表4中民营企业上市公司的回归分析结果显示并购发生当年和并购完成之后的第四年并购事件变量的估计系数都是显著的，但系数的符号相反。具体说来，并购发生当年的并购事件变量系数显著为正，说明并购事件对于并购当年的民企综合绩效有显著的正影响。但并购完成后的前三年，并购事件变量的系数都不显著，说明在这三年里企业的综合绩效和并购事件之间无显著关系。但是在并购完成后的第四年，并购事件对于民营企业综合绩效的影响为负。模型的F检验值显著;模型的R2值为0.52，说明方程拟合度较好。

表4 民企公司多元回归分析

续前表

2.分析结果的稳健性分析。

我们接着对多元回归结果进行稳健性分析。由于本文的主要目的是研究并购事件和企业并购后绩效之间的关系，所以我们用另一个常用的衡量经营绩效的变量来代替本文所采用的综合绩效指标;如果这时候得出的关于并购事件和企业绩效之间关系的结论和前面的结果基本一致，则说明我们前面得到的分析结果是可靠的。由于近年来越来越多的相关研究把度量公司现金流的变量作为衡量企业绩效的有效指标 (Faulkender等人，2012)［16］，所以我们采用了经营现金流的总资产收益率 (CFR)(Healy等人，1992)［17］来代替综合绩效进一步检验本文回归分析结果的稳健性。我们发现稳健性检验结果表明本文的主要研究结论没有改变。用总资产收益率代替综合绩效指标以后的央企上市公司和民企上市公司的多元回归分析结果分别见表5和表6。

表5 央企上市公司的稳健性检验

续前表

表6 民企上市公司的稳健性检验

续前表

从表5中的回归分析结果可以看出，对央企上市公司来说，在并购的当年和并购完成后的四年里并购事件变量的系数依然都是显著为负，这和前面采用综合绩效作为因变量时的分析结果一致。这说明使用衡量现金流的解释变量时，并购事件对于企业绩效的影响仍然为负。解释变量中的“总资产负债率”的系数显著为负，这和前面的回归分析结果一致。解释变量“股权集中度”和“高管隐性收益”系数虽然仍然显著，但系数的符号和前面模型中相应系数的符号相反。模型总体显著，R2为 0.74，F检验值为15.54，说明模型拟合度较好。所以，用经营现金流的总资产收益率 (CFR)代替综合绩效对方程进行回归分析，在最重要的并购事件变量上与前文中的结果一致。

民企上市公司稳健性检验的回归分析结果显示在表6里。回归结果显示并购事件变量在并购当年的系数显著为负 (原模型中在并购当年并购事件变量的系数显著为正);但并购后四年中的并购事件变量系数与原模型中的结果一致，即都显著为负。在其他解释变量中，股权结构变量和原模型中的结果一致;但是公司治理变量、融资结构变量以及公司规模变量的估计系数虽然显著，但是系数的符号和原模型中相应系数的符号相反。模型的R2为0.61，F检验值为8.56，说明方程拟合度较好。这里可以看出，最重要的并购事件变量除并购当年外，和原模型中的结果基本一致，基本不改变原模型“并购未改善民企上市公司绩效”的结论。

(四)回归结果分析

总之，上面的回归分析结果显示中央企业上市公司并购当年以及并购后四年的并购事件变量均显著为负，说明并购并未改善央企上市公司的绩效，甚至并购交易导致央企上市公司的绩效变差。此外，我们发现民营企业上市公司的并购对公司当年的绩效有正向影响，但并购后四年中绩效总体也转差。由于民营上市公司的并购决策在投资者的观念中应该是企业基于自身发展的需要和市场的选择，所以更有可能在宣布后获得市场上投资者的正面反映。这种情况下，民营企业并购事件的宣布很可能会使得市场有过度的正向反映，反映到企业当年的绩效上就是并购事件和绩效的正相关性，这是公司理财研究中信号效应 (SignalingEffect)的 常 见 现 象 (John和 Williams，1985)［18］。另外，如果和国内关于并购绩效的相关研究加以比较就会发现大部分的研究结论基本一致，但他们的研究对象不是央企上市公司，而是一般性的上市公司或者地方国有企业。

四、研究结论

本文考察了中央企业上市公司并购对于公司绩效的影响，并以民企上市公司作为参照组来比较两类公司在并购前后经营绩效的变化。研究发现，并购活动从当年到并购后四年对中央企业上市公司的绩效具有显著的负影响，所以并购活动并没能改善央企上市公司的绩效。同时，民企上市公司的并购活动对公司绩效尽管在当年有正的影响，但随后的年份对其绩效的影响基本为负。由于央企在国民经济中居于非常重要的地位，因此应当高度重视央企并购的决策过程和论证起点首先是要从企业本身的发展需要和所在行业的内在特征和发展趋势来考虑。其次，在并购过程中应对企业的并购计划根据具体经营情况和企业所在行业的发展态势随时进行调整，准确评估企业面临的潜在风险。另外，在并购初步完成后，要根据企业内外的具体情况，对于公司在管理、技术、人才、科技水平等方面的具体做法适时做出调整，以符合企业并购完成后的战略需要。只有这样，我国央企未来的并购重组才可能达到预期的宏观经济目标并服从于我国经济战略发展的需要。