導語：剖析企業管理并購績效實證分析論文一文來源于網友上傳，不代表本站觀點，若需要原創文章可咨詢客服老師，歡迎參考。

摘要：本文以2002年度滬、深A股市場發生擴張式并購的138家上市公司為樣本，2001—2004為時間跨度，采用會計研究法構建多元回歸模型研究管理者動機對并購績效的影響。研究發現，樣本公司并購績效在并購當年有所下降，但隨后即發生顯著改善。研究結果顯示，管理者管理能力及國有股比例與并購績效呈正相關關系，進行跨行業并購將為企業的經營績效帶來負面影響。高管持股比例、管理層薪酬等激勵因素對于并購績效的影響不顯著。自由現金流量假設則未能得到實證結果的有力支持，企業在考慮是否并購時，現金流狀況并不是主要考慮因素之一。

關鍵詞：動機；并購績效；實證研究

一、研究背景與問題提出

企業并購戰略涉及到企業并購的動因、協同效應以及行業選擇等方面，這些方面是并購績效的直接“推動力”和“源泉”。并購中的管理者動機是西方學者關注的一個重要問題。國內已有的研究大多是對企業并購后的績效進行評價，缺乏從不同角度系統研究和揭示并購交易的真實動因以及并購動因對并購績效的影響。一般而言，公司并購是管理者對個人利益和公司市場價值兩者權衡之下采取的戰略行為。西方國家的上市公司股權極為分散，管理者動機成為推動企業并購的主要治理因素。管理者作為理性的“經濟人”，一些類型的并購似乎對其更具吸引力，如管理者可能致力于公司的長期增長，使得他們能夠分散個人的人力資本風險或增加工作的安全(ShleiferandVishny，1989)。當一項投資為管理者帶來更大的個人利益時，管理者寧愿犧牲股東的利益進行投資。我國上市公司大多由國有企業改制而來，所有者缺位的問題并未從根本上得到解決，導致上市公司運作中的“內部人控制”及“關鍵人模式”。在這一制度背景下，管理者問題也許更為突出地影響到并購績效。系統研究管理者動機與并購績效之間的關系，有利于對并購績效進行探源性分析，具有重要的現實意義。

本文根據研究的需要，結合國內分類的標準和國外的分類習慣，以合并、收購股權和收購資產等三種擴張性并購行為作為本文的研究取樣范圍，以并購事件中作為收購方的上市公司為研究對象進行研究，試圖揭示我國上市公司擴張式并購事件中，管理者的動機與收購公司并購后經營績效之間的關系。

二、研究假設

中國上市公司所處的特殊制度背景使其并購動機及并購行為具有鮮明的中國特色。一方面，中國的企業家尚不成熟、缺乏長遠戰略考慮，使并購帶有很大的盲目性，導致并購失敗。另一方面，中國上市公司治理方面的缺陷導致內部人控制普遍，問題尤其突出。本文在西方并購理論中與問題相關理論的基礎上結合中國的實際情況提出如下假說：

1.根據自大理論提出的假說

Roll(1986)的自大假說認為，管理能力強的管理者由于野心、自大或過分驕傲而在評估并購機會時容易過分樂觀，使收購公司在并購中受到損失。Morck(1990)的研究也證實了這一觀點，認為差的管理者有更大的動機擴張，以保證公司的生存或發現他們可能擅長的新業務。本文假設由能力強的管理者策動的并購績效較差，使用并購前一年的托賓Q值(公司的市場價值與資產的重置價值之比值)來衡量公司管理者的管理能力，采用公司總資產的會計值來代替資產的重置價值。

2.自由現金流量假說

由于股東和管理者之間在企業的戰略決策方面存在著嚴重的利益沖突，導致成本的利益沖突永遠也無法得到完善的解決，而自由現金流量的支出可以在解決管理者和股東間的利益沖突方面發揮重要作用。企業若想有效率和使股價最大化，自由現金流量就必須支付給股東。但現金的返還降低了管理者控制的資源，同時也可能增加將來融資的難度，所以管理者傾向于進行投資，即使這種投資對股東而言是有害的。因此，本文假設并購前現金流量充足的公司所策動的并購績效較差，并采用現金及其等價物增加對公司總資產標準化之后的指標作為公司現金流量的指標。同時，根據企業生命周期理論，處于成長期的企業通常擁有較多的現金流并且通過擴張式并購來達到其快速成長目的，本文設定樣本公司成立時間這一控制變量來控制自由現金流量對并購績效的影響。

3.多元化假說

多元化假說來自于西方并購理論中效率理論。關于管理者損傷股東利益去追求多元化的動機在于：管理者可通過多元化組合降低個人收益風險和人力資本(AmihudandLey，1981)；此外，多元化為管理者提供了更多的機會增加他們自己的勢力、聲望和薪酬(JensenandMurphy,1990)，我國上市公司多由國企改制而來，公司管理者的任命制度還帶有行政體制的影響，管理者容易盲目擴大公司規模作為經營成果為自己撈取政治資本。本研究假設多元化并購的績效較差。在實證分析中，將是否多元化處理為虛擬變量，跨行業的并購取值1，而同行業的并購取值為0。行業分類根據行業代碼細分至第二位。

4.高管持股假設

根據JensenandMeckling（1976）的理論，管理者和所有者為同一主體時成本將消失，而兩者間利益沖突越大，成本也就越大。本研究假設高管持股比例越高，并購績效越好。本文以并購前一年的高層持股數量總和與公司總股本標準化后的指標作為變量。

5.國有股比例假設

國有股持股比例較高是我國特有的研究背景，在國內有關公司績效與股東成份構成之間關系的相關理論研究中，許多學者認為公司國有、法人股比例越高，管理者的動機可能越嚴重。本文假設國有、法人股比例越高或A股流通股比例越低，收購公司并購績效越差。

6.高管薪酬假設

由于國內缺乏有效監督和缺乏有效率的經理人市場，在內部人控制的治理結構下，經理人會通過各種途徑實施利已行為，進行權力擴張。姚先國(2003)發現，雖然收購行為沒有給樣本公司帶來持續的經營績效，但企業管理層的報酬卻具有極強的下跌剛性。并得出結論：通過一次次無效率的購并，經理人的收入不斷上升，對企業資源的控制也日益強化。本研究假設高管薪酬與并購績效成反比，并以高管人均薪酬增長率作為變量。

7.控制權假設

根據管理協同理論，擁有高效率管理能力的管理層傾向于進行并購，并且與被并購公司共同分享管理資源上的優勢，以獲得管理水平上的總體提升。但是，如果進行并購之后，上市公司只是占有對方一定股權而在公司日常運營活動中不具備話語權及決策權，管理協同效應將難以產生，公司管理層希望藉并購以獲得管理協同效應，進而使整個企業經營績效獲得提升的目的將無從實現。因此，本文假設上市公司以獲取控制權為目的的并購行為將會提高企業的經營績效。

三、研究樣本來源和選擇

本文以2001—2004年為研究時間窗口，選擇2002年主動發生擴張式并購包括收購股權、收購資產、企業合并。的上市公司作為研究對象，事件樣本由筆者從《中國并購報告2003》中整理得到，并按照如下步驟對所得到的數據進行篩選：第一，查看2002年年報，以確認并購交易在當年已經完成，剔除交易當年未能完成及交易未成功的并購事件；第二，并購事件為股權收購的，剔除收購后占目標公司20%（不含20%）以下股權份額的并購事件；并購事件為資產收購的，剔除交易額在1000萬元以下的并購事件資產規模1000萬元的選擇是一種主觀判斷，主要是考慮到收購資產必須對公司造成一定的實質性影響（收購的資產規模太小對公司的影響不足）。；第三，剔除在2002年度同時發生了其他類型資產重組行為的上市公司；第四，剔除交易標的為土地使用權等非經營性資產以及交易實質為產品購銷的并購事件；第五，剔除未披露收購股份比例的并購事件。由此共得到樣本138個。評估樣本公司并購績效的各年度財務指標以及樣本公司成立時間、并購前一年的托賓Q值、現金及現金等價物增加值以及并購當年國有股比例等數據來源于天相證券投資分析系統，樣本公司高管各年薪酬、高管持股比例的數據來源于CCER治理結構數據庫。樣本公司并購后是否獲得控制權、是否跨行業并購的虛擬變量由筆者根據《中國并購報告2003》以及樣本公司2002年年報整理所得。

四、因變量設定

本文采用上市公司綜合財務指標作為模型的因變量，表1為研究構建的績效評價多指標體系。該指標體系基于三個重要假設：(1)所采用的財務指標體系能夠代表企業的經營績效；(2)企業的并購績效能夠在2年之內體現出來。(3)企業經營績效的變化主要是由于并購行為造成的。

本文采用主成分分析法對樣本公司各年的財務指標進行處理。這種方法可以把多個財務指標綜合為一個指標，可以對企業并購情況進行系統性的評價，因為它不是通過主觀賦權的方法計算綜合評價值的，因此也就避免了人為因素對最終評價值的影響。另外，它考慮了多指標評價過程中存在的指標之間相互存在聯系的問題，在數據處理過程中將這種線性的相關關系剔除掉了，因此，其結果也更具有邏輯性。通過對原始數據進行每股收益復權、剔除行業影響因素、控制極端值以及進行標準化處理，最后得到138個樣本公司4個年度11個財務指標的數據表。

本文使用SPSS13.0對樣本公司預處理后共4個年度的財務數據進行主成分分析。分析結果顯示KMO值=0.837，說明變量適合進行主成分分析，并得到5個主成分F1、F2、F3、F4和F5，構建模型如下X1、X2、…、…、X11依次代表樣本公司的每股收益、凈資產收益率、主營利潤率、股東權益比率、流動比率、總資產周轉率、存貨周轉率、應收賬款周轉率、總資產增長率、主營業務收入增長率、稅后利潤增長率指標。：

以各主成分的方差貢獻率為權數，構建如下模型計算并購績效綜合得分：

并購績效綜合得分=0.22605F10.19821F20.13603F30.14882F40.14485F5

按照這個公式，筆者分別計算出樣本公司并購前后各年績效的綜合得分情況，經過描述性統計，筆者發現樣本公司經營狀況在并購當年略有下降，但在并購后一年及并購后兩年出現回升。見圖1，與2001年相比，樣本公司2002年經營績效下降了16個百分點；2003年經營績效隨即較2002年又上升了62個百分點；2004年又在2003年的基礎上增加了近400個百分點。

為進一步考察樣本公司經營狀況變動情況，筆者將樣本公司2001—2004年間績效綜合得分按年份分為6組，各組間數據按照公司代碼一一對應。由于總體的分布情況不明，不能獲取總體分布的相關參數，筆者選用非參數檢驗來進行。在進行年度比較時，筆者選用兩個相關樣本的Wilcoxon法分別對這4個樣本進行兩兩檢驗，結果如表2所示：

檢驗結果證明，樣本公司并購當年績效下降，但在并購后一年以及并購后兩年，其并購績效均發生明顯改善。

這一結果與以往的研究有所不同，筆者認為主要有以下原因：

首先，筆者所選擇的樣本為發生收購兼并、股權轉讓等擴張性并購行為的上市公司，這一類資產重組方式對于企業績效的增長要好于其他類型的重組方式，也好于上市公司績效增長的平均水平《資產重組績效排行2004》，中國金融出版社，P151-152，2004年。

其次，根據馮根福、吳林江（2001）的研究，橫向并購的績效在較長時期內較為穩定且呈上升趨勢。[8]在樣本統計過程中發現，橫向并購占據了總數的幾乎70%，這樣必然會使樣本總體績效得以改善。

第三，2002年是我國并購市場發展階段中承上啟下的一年，戰略并購漸露端倪。2001—2002年間頒布了一系列并購法律、法規，使并購行為更加規范，政府監管力度加大，實質性并購趨勢越來越明顯。從2002年發生的大額并購交易來看，上市公司大型并購有兩大特點：一是力度較大，企業轉型較為徹底；二是以行業整合為主，旨在壯大企業規模，提高行業地位。上市公司的并購出現了明顯的升級化趨勢，通過并購提升企業的競爭力，同時也使資源配置更趨于合理。

五、實證檢驗結果及分析

1.描述性統計及結論

本文由研究假說得到8個自變量，表3為自變量的描述性統計結果。

從表3中可以看出，發生收購行為的公司高管持股比例普遍偏低，平均不到1‰；國有股比例比重較大，最高達到86.3%，平均達到35.3%的國有持股比例；高管人均薪酬的增長率差距較大，最大達到775.498%，最低達到-66.216%；樣本公司平均成立的年限為6.978年；大約有30.7%的樣本公司進行了跨行業的并購；大約有76.1%的樣本公司在并購之后成為被并購方的控股股東。

為了對本文提出的相關假設進行進一步檢驗，筆者依據樣本公司不同的特征進行分組，考察組與組之間的并購績效的均值等的差異情況，實證結果列于表4。

從表4中可以看出，并購前管理能力好的樣本公司在并購后績效的平均變動幅度為-0.208，均值檢驗的t值為2.09，績效明顯好于并購前低管理能力組的樣本公司。

并購前現金流量充足的樣本公司平均績效變動率為-0.949，而并購前現金流量相對缺乏的樣本公司并購后平均績效變動率為-0.009，分組檢驗的結論支持了前文的假設，即并購前現金流充足的公司更傾向于進行投資，投資并不一定以提高企業經營績效為目標。但是兩組樣本公司并購后平均績效變動率沒能獲得統計上的顯著性。因此，只能為自由現金流量假說提供較弱的證據。從樣本公司并購前高管持股比例的檢驗結果說明高管持股對管理者動機起到了一定約束作用。但兩組間均值檢驗t值為0.771，p=0.442，未能通過顯著性檢驗，只能為并購行為給企業績效帶來的變化提供較弱的證據。

在樣本企業中跨行業并購占42家，績效平均變化率為-1.241，而同行業并購的樣本公司績效平均變化率為1.114，兩組間的均值檢驗t值為-2.339，p值為0.031。實證結果證實了前文的假設，在我國目前企業管理水平普遍偏低的情況下，盲目進行跨行業擴張只能帶來適得其反的結果，不少實際案例也為此提供了證據。

樣本公司國有股比例的實證結果與前文的假設不一致。國有股比例高的一組并購后績效平均變化率為0.921，國有股比例低的一組并購后績效平均變化率為-1.97，兩組間均值檢驗t值為-1.794，p值為0.037，國有股比例越高，并購績效越好。

在并購前后幾年中高管薪酬平均增長率較高的樣本公司并購后績效稍好，其績效平均變化率為0.066，相對的，高管薪酬平均增長率較低的樣本公司并購后績效平均變化率為-1.115，與前文的假說不同，實證結果說明高管薪酬開始與企業績效相掛鉤。但兩組間均值檢驗t值為-0.726，未能通過顯著性檢驗，只能夠為并購績效變化率提供較弱的證據。

樣本公司的成立時間（至2001年止）不能夠為并購績效平均變化率提供有效的證據。從統計結果來看，成立時間較長的公司并購后績效要稍差于成立時間較短的公司，但二者的區別非常不顯著。

筆者從表4的統計結果中發現，以獲取控制權為目的而進行并購的樣本公司在并購后的績效發生了正向變化。在138個樣本公司中，有105家成為被并公司的控股股東，并購后績效平均變動率為-0.275，好于未獲得控制權的樣本公司，其績效平均變化率為-1.317，這可能是因為上市公司通過收購獲得被并公司的控制權之后，能夠直接掌控被并公司的經營決策權，對其生產管理活動起到實際主導的作用，能夠更好將被并公司納入到上市公司整個經營體系中來進行管理，從而有助于企業經營績效朝積極的方向發展。但是，兩組間均值t檢驗值為0.833，p值為0.38，未通過顯著性檢驗，因此只能提供較弱的證據。

2.多元回歸分析及結論

為了進一步獲得關于管理者動機與并購績效之間的相關關系的可靠結論，筆者采用多元回歸分析的方法來進一步研究前文所設定的解釋變量與并購績效之間的內在關系，并建立如下回歸模型：

上述模型1中，因變量SCORE_AVER為樣本公司2001—2004年各年績效得分均值SCORE_AVER=（2001年績效值＋2002年績效值＋2003年績效值＋2004年績效值）/4。，代表并購后經營績效的總體情況，MANAPAY_AVER為樣本公司2001—2004年度高管人均薪酬均值MANAPAY_AVER=（2001年高管人均薪酬＋2002年高管人均薪酬＋2003年高管人均薪酬＋2004年高管人均薪酬）/4。，表示考察期間樣本公司高管人均薪酬的總體情況。模型2中，因變量SCORE_YEAR為樣本公司2002、2003、2004年各年績效得分值較前一年的變動率SCORE_2002=（2002年績效值/2001年績效值）-1；SCORE_2003=（2003年績效值/2002年績效值）-1；SCORE_2004=（2004年績效值/2003年績效值）-1。，MANAPAY_YEAR為樣本公司高管人均薪酬在考察期間各年度間變動率MANAPAY_2002=（2002年高管人均薪酬/2001年高管人均薪酬）-1，其余各年依此類推。

實證檢驗的結果整理如表5所示。從表5中可以看出，回歸統計分析的結果與分組檢驗的結論基本一致，4個回歸方程中，進入模型的自變量也基本一致。由實證結果可以看出，自變量對于2002年并購績效變動率的解釋效果最好，Adj.R-square值最高，自變量對2004年并購績效變動率的解釋效果居于最末，可能是因為時間越長，影響公司經營績效的其他干擾因素變多，導致模型的解釋能力變弱。

從表5可以看出，樣本公司管理能力變量指標——并購前一年托賓Q值通過了顯著性檢驗，變量的系數均為正，與分組檢驗的情況一致，但是與預想的情況偏差較大。說明企業并購后績效如何，在很大程度上取決于主并公司的管理能力。能力強的管理者并購后的績效會更好，而能力差的管理者進行擴張式并購后績效會變差。

樣本公司并購前現金流量的指標的系數符號與預想一致。說明并購前擁有充足現金流量的公司容易進行無價值的并購，企業現金流量充足性與并購后績效存在負相關關系，但這只能夠為假說提供很弱的支持證據。

回歸模型中，高管持股比例變量系數符號均為正，與預想相一致，但沒有通過顯著性檢驗，說明高管持股能夠對企業的績效起到一定的作用，但對績效的影響力是不顯著的。

對于并購多元化假說，回歸結果提供了較強的支持證據。說明多元化對收購公司的并購績效具有明顯的影響。

與預想不一致的是，樣本公司國有股比例在回歸模型中的系數全為正，并且在所有模型中顯著。對此可能的解釋是，在我國的制度背景下，并購中政府的參與程度以及支持的力度對收購公司具有顯著的影響，給收購公司帶來正面效應。

管理層薪酬的變量系數均為負數，但均未通過顯著性檢驗。說明管理層薪酬與公司并購績效雖然正相關，但相關度很低，只能夠為假說提供較弱的證據。

表5的結論未能為控制權假說提供有力支持，雖然是否獲取控制權的虛擬變量系數為正，符合預想的結果，但變量未進入回歸方程。

六、研究結論

本文通過實證研究，檢驗了管理者動機對并購績效的影響。研究結果表明，樣本公司的經營績效在并購當年略有下降，但在并購后兩年內經營狀況總體呈上升趨勢，且上升程度較大。與管理者動機相聯系的并購行為對并購公司的績效具有顯著影響。企業管理層的管理能力對并購績效產生影響，即并購前管理能力差的管理者完成的并購有更低的收益，而由能力強的管理者主導的并購，其并購后的績效要好于能力差的管理者所主導的并購。

多元化假設、國有股比例對企業擴張式并購績效帶來影響。進行跨行業并購將為企業的經營績效帶來更大的負面影響，尤其是在我國目前管理者管理水平與西方國家具有一定差距的情況下，更需要謹慎地進行跨行業并購。研究顯示，國有股比例與并購績效呈現正相關關系。這可能是因為在我國特殊的制度背景下，收購公司國有股比例越高，與政府聯系的密切程度可能越大，而政府的參與，使得收購公司在收購時成本大大降低，企業并購績效得到改善。

此外，高管薪酬以及高管持股比例等管理層激勵因素對于并購績效的影響不甚顯著。這可能是由于我國上市公司大多由國企改制而來，企業管理者的任命及激勵體制具有中國特色，薪酬和股權這種顯性激勵手段的作用不占主導地位。控制權假說未得到實證結果的有力支持，這可能是因為股權比例只是控制權在形式上的一種體現，要實現對收購公司實質上的控制，還要受到收購方管理能力、被收購方的協作等因素的影響。自由現金流量假說也未能夠得到實證結果的有力支持，這可能是因為我國上市公司大多數國有股比例較高，在進行并購時能夠獲得一定的政府支持，因此企業在考慮是否并購時，現金流狀況并不是主要考慮因素之一。

參考文獻：

［1］ShleiferA.andVishnyR.Managemententrenchment：thecaseofmanager-specificinvestments［J］.JournalofFinancialEconomics，25,1989,123—139.

［2］Morck，R.，Shleifer，A.，andVishny，R.W.DoManagerialObjectivesDriveBadAcquisitions?［J］.TheJournalofFinance，XLV,1990,31—48.

［3］Amihud，Y.，andLev，B.RiskReductionasaManagerialMotiveforConglomerateMergers［J］.BellJournalofEconomics,12(Aut.),1981，605—617.

［4］Jensen，M.C.andMurphyK.J.PerformancePayandTopManagementIncentive［J］.JournalofPoliticalEconomy，98,1990,225—264.

［5］Jensen，M.C.andMeckling，W.TheoryoftheFirm：ManagerialBehavior，AgencycostandOwnershipStructure［J］.JournalofFinancialEconomics,3(Oct.)，1976,305—360.

［6］姚先國，等.中國上市公司購并動機：治理因素分析［R］.浙江大學研究課題，2003.

［7］李善民，等.中國上市公司資產重組長期績效研究［J］.管理世界，2004.（9）：131—136.

［8］馮根福，吳林江.我國上市公司并購績效的實證研究［J］.經濟研究，2001，（1）：54—61.