導(dǎo)語(yǔ)：剖析企業(yè)管理并購(gòu)績(jī)效實(shí)證分析論文一文來(lái)源于網(wǎng)友上傳，不代表本站觀點(diǎn)，若需要原創(chuàng)文章可咨詢(xún)客服老師，歡迎參考。

摘要：本文以2002年度滬、深A(yù)股市場(chǎng)發(fā)生擴(kuò)張式并購(gòu)的138家上市公司為樣本，2001—2004為時(shí)間跨度，采用會(huì)計(jì)研究法構(gòu)建多元回歸模型研究管理者動(dòng)機(jī)對(duì)并購(gòu)績(jī)效的影響。研究發(fā)現(xiàn)，樣本公司并購(gòu)績(jī)效在并購(gòu)當(dāng)年有所下降，但隨后即發(fā)生顯著改善。研究結(jié)果顯示，管理者管理能力及國(guó)有股比例與并購(gòu)績(jī)效呈正相關(guān)關(guān)系，進(jìn)行跨行業(yè)并購(gòu)將為企業(yè)的經(jīng)營(yíng)績(jī)效帶來(lái)負(fù)面影響。高管持股比例、管理層薪酬等激勵(lì)因素對(duì)于并購(gòu)績(jī)效的影響不顯著。自由現(xiàn)金流量假設(shè)則未能得到實(shí)證結(jié)果的有力支持，企業(yè)在考慮是否并購(gòu)時(shí)，現(xiàn)金流狀況并不是主要考慮因素之一。

關(guān)鍵詞：動(dòng)機(jī)；并購(gòu)績(jī)效；實(shí)證研究

一、研究背景與問(wèn)題提出

企業(yè)并購(gòu)戰(zhàn)略涉及到企業(yè)并購(gòu)的動(dòng)因、協(xié)同效應(yīng)以及行業(yè)選擇等方面，這些方面是并購(gòu)績(jī)效的直接“推動(dòng)力”和“源泉”。并購(gòu)中的管理者動(dòng)機(jī)是西方學(xué)者關(guān)注的一個(gè)重要問(wèn)題。國(guó)內(nèi)已有的研究大多是對(duì)企業(yè)并購(gòu)后的績(jī)效進(jìn)行評(píng)價(jià)，缺乏從不同角度系統(tǒng)研究和揭示并購(gòu)交易的真實(shí)動(dòng)因以及并購(gòu)動(dòng)因?qū)Σ①?gòu)績(jī)效的影響。一般而言，公司并購(gòu)是管理者對(duì)個(gè)人利益和公司市場(chǎng)價(jià)值兩者權(quán)衡之下采取的戰(zhàn)略行為。西方國(guó)家的上市公司股權(quán)極為分散，管理者動(dòng)機(jī)成為推動(dòng)企業(yè)并購(gòu)的主要治理因素。管理者作為理性的“經(jīng)濟(jì)人”，一些類(lèi)型的并購(gòu)似乎對(duì)其更具吸引力，如管理者可能致力于公司的長(zhǎng)期增長(zhǎng)，使得他們能夠分散個(gè)人的人力資本風(fēng)險(xiǎn)或增加工作的安全(ShleiferandVishny，1989)。當(dāng)一項(xiàng)投資為管理者帶來(lái)更大的個(gè)人利益時(shí)，管理者寧愿犧牲股東的利益進(jìn)行投資。我國(guó)上市公司大多由國(guó)有企業(yè)改制而來(lái)，所有者缺位的問(wèn)題并未從根本上得到解決，導(dǎo)致上市公司運(yùn)作中的“內(nèi)部人控制”及“關(guān)鍵人模式”。在這一制度背景下，管理者問(wèn)題也許更為突出地影響到并購(gòu)績(jī)效。系統(tǒng)研究管理者動(dòng)機(jī)與并購(gòu)績(jī)效之間的關(guān)系，有利于對(duì)并購(gòu)績(jī)效進(jìn)行探源性分析，具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。

本文根據(jù)研究的需要，結(jié)合國(guó)內(nèi)分類(lèi)的標(biāo)準(zhǔn)和國(guó)外的分類(lèi)習(xí)慣，以合并、收購(gòu)股權(quán)和收購(gòu)資產(chǎn)等三種擴(kuò)張性并購(gòu)行為作為本文的研究取樣范圍，以并購(gòu)事件中作為收購(gòu)方的上市公司為研究對(duì)象進(jìn)行研究，試圖揭示我國(guó)上市公司擴(kuò)張式并購(gòu)事件中，管理者的動(dòng)機(jī)與收購(gòu)公司并購(gòu)后經(jīng)營(yíng)績(jī)效之間的關(guān)系。

二、研究假設(shè)

中國(guó)上市公司所處的特殊制度背景使其并購(gòu)動(dòng)機(jī)及并購(gòu)行為具有鮮明的中國(guó)特色。一方面，中國(guó)的企業(yè)家尚不成熟、缺乏長(zhǎng)遠(yuǎn)戰(zhàn)略考慮，使并購(gòu)帶有很大的盲目性，導(dǎo)致并購(gòu)失敗。另一方面，中國(guó)上市公司治理方面的缺陷導(dǎo)致內(nèi)部人控制普遍，問(wèn)題尤其突出。本文在西方并購(gòu)理論中與問(wèn)題相關(guān)理論的基礎(chǔ)上結(jié)合中國(guó)的實(shí)際情況提出如下假說(shuō)：

1.根據(jù)自大理論提出的假說(shuō)

Roll(1986)的自大假說(shuō)認(rèn)為，管理能力強(qiáng)的管理者由于野心、自大或過(guò)分驕傲而在評(píng)估并購(gòu)機(jī)會(huì)時(shí)容易過(guò)分樂(lè)觀，使收購(gòu)公司在并購(gòu)中受到損失。Morck(1990)的研究也證實(shí)了這一觀點(diǎn)，認(rèn)為差的管理者有更大的動(dòng)機(jī)擴(kuò)張，以保證公司的生存或發(fā)現(xiàn)他們可能擅長(zhǎng)的新業(yè)務(wù)。本文假設(shè)由能力強(qiáng)的管理者策動(dòng)的并購(gòu)績(jī)效較差，使用并購(gòu)前一年的托賓Q值(公司的市場(chǎng)價(jià)值與資產(chǎn)的重置價(jià)值之比值)來(lái)衡量公司管理者的管理能力，采用公司總資產(chǎn)的會(huì)計(jì)值來(lái)代替資產(chǎn)的重置價(jià)值。

2.自由現(xiàn)金流量假說(shuō)

由于股東和管理者之間在企業(yè)的戰(zhàn)略決策方面存在著嚴(yán)重的利益沖突，導(dǎo)致成本的利益沖突永遠(yuǎn)也無(wú)法得到完善的解決，而自由現(xiàn)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(fā)揮重要作用。企業(yè)若想有效率和使股價(jià)最大化，自由現(xiàn)金流量就必須支付給股東。但現(xiàn)金的返還降低了管理者控制的資源，同時(shí)也可能增加將來(lái)融資的難度，所以管理者傾向于進(jìn)行投資，即使這種投資對(duì)股東而言是有害的。因此，本文假設(shè)并購(gòu)前現(xiàn)金流量充足的公司所策動(dòng)的并購(gòu)績(jī)效較差，并采用現(xiàn)金及其等價(jià)物增加對(duì)公司總資產(chǎn)標(biāo)準(zhǔn)化之后的指標(biāo)作為公司現(xiàn)金流量的指標(biāo)。同時(shí)，根據(jù)企業(yè)生命周期理論，處于成長(zhǎng)期的企業(yè)通常擁有較多的現(xiàn)金流并且通過(guò)擴(kuò)張式并購(gòu)來(lái)達(dá)到其快速成長(zhǎng)目的，本文設(shè)定樣本公司成立時(shí)間這一控制變量來(lái)控制自由現(xiàn)金流量對(duì)并購(gòu)績(jī)效的影響。

3.多元化假說(shuō)

多元化假說(shuō)來(lái)自于西方并購(gòu)理論中效率理論。關(guān)于管理者損傷股東利益去追求多元化的動(dòng)機(jī)在于：管理者可通過(guò)多元化組合降低個(gè)人收益風(fēng)險(xiǎn)和人力資本(AmihudandLey，1981)；此外，多元化為管理者提供了更多的機(jī)會(huì)增加他們自己的勢(shì)力、聲望和薪酬(JensenandMurphy,1990)，我國(guó)上市公司多由國(guó)企改制而來(lái)，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(kuò)大公司規(guī)模作為經(jīng)營(yíng)成果為自己撈取政治資本。本研究假設(shè)多元化并購(gòu)的績(jī)效較差。在實(shí)證分析中，將是否多元化處理為虛擬變量，跨行業(yè)的并購(gòu)取值1，而同行業(yè)的并購(gòu)取值為0。行業(yè)分類(lèi)根據(jù)行業(yè)代碼細(xì)分至第二位。

4.高管持股假設(shè)

根據(jù)JensenandMeckling（1976）的理論，管理者和所有者為同一主體時(shí)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(shè)高管持股比例越高，并購(gòu)績(jī)效越好。本文以并購(gòu)前一年的高層持股數(shù)量總和與公司總股本標(biāo)準(zhǔn)化后的指標(biāo)作為變量。

5.國(guó)有股比例假設(shè)

國(guó)有股持股比例較高是我國(guó)特有的研究背景，在國(guó)內(nèi)有關(guān)公司績(jī)效與股東成份構(gòu)成之間關(guān)系的相關(guān)理論研究中，許多學(xué)者認(rèn)為公司國(guó)有、法人股比例越高，管理者的動(dòng)機(jī)可能越嚴(yán)重。本文假設(shè)國(guó)有、法人股比例越高或A股流通股比例越低，收購(gòu)公司并購(gòu)績(jī)效越差。

6.高管薪酬假設(shè)

由于國(guó)內(nèi)缺乏有效監(jiān)督和缺乏有效率的經(jīng)理人市場(chǎng)，在內(nèi)部人控制的治理結(jié)構(gòu)下，經(jīng)理人會(huì)通過(guò)各種途徑實(shí)施利已行為，進(jìn)行權(quán)力擴(kuò)張。姚先國(guó)(2003)發(fā)現(xiàn)，雖然收購(gòu)行為沒(méi)有給樣本公司帶來(lái)持續(xù)的經(jīng)營(yíng)績(jī)效，但企業(yè)管理層的報(bào)酬卻具有極強(qiáng)的下跌剛性。并得出結(jié)論：通過(guò)一次次無(wú)效率的購(gòu)并，經(jīng)理人的收入不斷上升，對(duì)企業(yè)資源的控制也日益強(qiáng)化。本研究假設(shè)高管薪酬與并購(gòu)績(jī)效成反比，并以高管人均薪酬增長(zhǎng)率作為變量。

7.控制權(quán)假設(shè)

根據(jù)管理協(xié)同理論，擁有高效率管理能力的管理層傾向于進(jìn)行并購(gòu)，并且與被并購(gòu)公司共同分享管理資源上的優(yōu)勢(shì)，以獲得管理水平上的總體提升。但是，如果進(jìn)行并購(gòu)之后，上市公司只是占有對(duì)方一定股權(quán)而在公司日常運(yùn)營(yíng)活動(dòng)中不具備話(huà)語(yǔ)權(quán)及決策權(quán)，管理協(xié)同效應(yīng)將難以產(chǎn)生，公司管理層希望藉并購(gòu)以獲得管理協(xié)同效應(yīng)，進(jìn)而使整個(gè)企業(yè)經(jīng)營(yíng)績(jī)效獲得提升的目的將無(wú)從實(shí)現(xiàn)。因此，本文假設(shè)上市公司以獲取控制權(quán)為目的的并購(gòu)行為將會(huì)提高企業(yè)的經(jīng)營(yíng)績(jī)效。

三、研究樣本來(lái)源和選擇

本文以2001—2004年為研究時(shí)間窗口，選擇2002年主動(dòng)發(fā)生擴(kuò)張式并購(gòu)包括收購(gòu)股權(quán)、收購(gòu)資產(chǎn)、企業(yè)合并。的上市公司作為研究對(duì)象，事件樣本由筆者從《中國(guó)并購(gòu)報(bào)告2003》中整理得到，并按照如下步驟對(duì)所得到的數(shù)據(jù)進(jìn)行篩選：第一，查看2002年年報(bào)，以確認(rèn)并購(gòu)交易在當(dāng)年已經(jīng)完成，剔除交易當(dāng)年未能完成及交易未成功的并購(gòu)事件；第二，并購(gòu)事件為股權(quán)收購(gòu)的，剔除收購(gòu)后占目標(biāo)公司20%（不含20%）以下股權(quán)份額的并購(gòu)事件；并購(gòu)事件為資產(chǎn)收購(gòu)的，剔除交易額在1000萬(wàn)元以下的并購(gòu)事件資產(chǎn)規(guī)模1000萬(wàn)元的選擇是一種主觀判斷，主要是考慮到收購(gòu)資產(chǎn)必須對(duì)公司造成一定的實(shí)質(zhì)性影響（收購(gòu)的資產(chǎn)規(guī)模太小對(duì)公司的影響不足）。；第三，剔除在2002年度同時(shí)發(fā)生了其他類(lèi)型資產(chǎn)重組行為的上市公司；第四，剔除交易標(biāo)的為土地使用權(quán)等非經(jīng)營(yíng)性資產(chǎn)以及交易實(shí)質(zhì)為產(chǎn)品購(gòu)銷(xiāo)的并購(gòu)事件；第五，剔除未披露收購(gòu)股份比例的并購(gòu)事件。由此共得到樣本138個(gè)。評(píng)估樣本公司并購(gòu)績(jī)效的各年度財(cái)務(wù)指標(biāo)以及樣本公司成立時(shí)間、并購(gòu)前一年的托賓Q值、現(xiàn)金及現(xiàn)金等價(jià)物增加值以及并購(gòu)當(dāng)年國(guó)有股比例等數(shù)據(jù)來(lái)源于天相證券投資分析系統(tǒng)，樣本公司高管各年薪酬、高管持股比例的數(shù)據(jù)來(lái)源于CCER治理結(jié)構(gòu)數(shù)據(jù)庫(kù)。樣本公司并購(gòu)后是否獲得控制權(quán)、是否跨行業(yè)并購(gòu)的虛擬變量由筆者根據(jù)《中國(guó)并購(gòu)報(bào)告2003》以及樣本公司2002年年報(bào)整理所得。

四、因變量設(shè)定

本文采用上市公司綜合財(cái)務(wù)指標(biāo)作為模型的因變量，表1為研究構(gòu)建的績(jī)效評(píng)價(jià)多指標(biāo)體系。該指標(biāo)體系基于三個(gè)重要假設(shè)：(1)所采用的財(cái)務(wù)指標(biāo)體系能夠代表企業(yè)的經(jīng)營(yíng)績(jī)效；(2)企業(yè)的并購(gòu)績(jī)效能夠在2年之內(nèi)體現(xiàn)出來(lái)。(3)企業(yè)經(jīng)營(yíng)績(jī)效的變化主要是由于并購(gòu)行為造成的。

本文采用主成分分析法對(duì)樣本公司各年的財(cái)務(wù)指標(biāo)進(jìn)行處理。這種方法可以把多個(gè)財(cái)務(wù)指標(biāo)綜合為一個(gè)指標(biāo)，可以對(duì)企業(yè)并購(gòu)情況進(jìn)行系統(tǒng)性的評(píng)價(jià)，因?yàn)樗皇峭ㄟ^(guò)主觀賦權(quán)的方法計(jì)算綜合評(píng)價(jià)值的，因此也就避免了人為因素對(duì)最終評(píng)價(jià)值的影響。另外，它考慮了多指標(biāo)評(píng)價(jià)過(guò)程中存在的指標(biāo)之間相互存在聯(lián)系的問(wèn)題，在數(shù)據(jù)處理過(guò)程中將這種線(xiàn)性的相關(guān)關(guān)系剔除掉了，因此，其結(jié)果也更具有邏輯性。通過(guò)對(duì)原始數(shù)據(jù)進(jìn)行每股收益復(fù)權(quán)、剔除行業(yè)影響因素、控制極端值以及進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理，最后得到138個(gè)樣本公司4個(gè)年度11個(gè)財(cái)務(wù)指標(biāo)的數(shù)據(jù)表。

本文使用SPSS13.0對(duì)樣本公司預(yù)處理后共4個(gè)年度的財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)進(jìn)行主成分分析。分析結(jié)果顯示KMO值=0.837，說(shuō)明變量適合進(jìn)行主成分分析，并得到5個(gè)主成分F1、F2、F3、F4和F5，構(gòu)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(chǎn)收益率、主營(yíng)利潤(rùn)率、股東權(quán)益比率、流動(dòng)比率、總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率、存貨周轉(zhuǎn)率、應(yīng)收賬款周轉(zhuǎn)率、總資產(chǎn)增長(zhǎng)率、主營(yíng)業(yè)務(wù)收入增長(zhǎng)率、稅后利潤(rùn)增長(zhǎng)率指標(biāo)。：

以各主成分的方差貢獻(xiàn)率為權(quán)數(shù)，構(gòu)建如下模型計(jì)算并購(gòu)績(jī)效綜合得分：

并購(gòu)績(jī)效綜合得分=0.22605F10.19821F20.13603F30.14882F40.14485F5

按照這個(gè)公式，筆者分別計(jì)算出樣本公司并購(gòu)前后各年績(jī)效的綜合得分情況，經(jīng)過(guò)描述性統(tǒng)計(jì)，筆者發(fā)現(xiàn)樣本公司經(jīng)營(yíng)狀況在并購(gòu)當(dāng)年略有下降，但在并購(gòu)后一年及并購(gòu)后兩年出現(xiàn)回升。見(jiàn)圖1，與2001年相比，樣本公司2002年經(jīng)營(yíng)績(jī)效下降了16個(gè)百分點(diǎn)；2003年經(jīng)營(yíng)績(jī)效隨即較2002年又上升了62個(gè)百分點(diǎn)；2004年又在2003年的基礎(chǔ)上增加了近400個(gè)百分點(diǎn)。

為進(jìn)一步考察樣本公司經(jīng)營(yíng)狀況變動(dòng)情況，筆者將樣本公司2001—2004年間績(jī)效綜合得分按年份分為6組，各組間數(shù)據(jù)按照公司代碼一一對(duì)應(yīng)。由于總體的分布情況不明，不能獲取總體分布的相關(guān)參數(shù)，筆者選用非參數(shù)檢驗(yàn)來(lái)進(jìn)行。在進(jìn)行年度比較時(shí)，筆者選用兩個(gè)相關(guān)樣本的Wilcoxon法分別對(duì)這4個(gè)樣本進(jìn)行兩兩檢驗(yàn)，結(jié)果如表2所示：

檢驗(yàn)結(jié)果證明，樣本公司并購(gòu)當(dāng)年績(jī)效下降，但在并購(gòu)后一年以及并購(gòu)后兩年，其并購(gòu)績(jī)效均發(fā)生明顯改善。

這一結(jié)果與以往的研究有所不同，筆者認(rèn)為主要有以下原因：

首先，筆者所選擇的樣本為發(fā)生收購(gòu)兼并、股權(quán)轉(zhuǎn)讓等擴(kuò)張性并購(gòu)行為的上市公司，這一類(lèi)資產(chǎn)重組方式對(duì)于企業(yè)績(jī)效的增長(zhǎng)要好于其他類(lèi)型的重組方式，也好于上市公司績(jī)效增長(zhǎng)的平均水平《資產(chǎn)重組績(jī)效排行2004》，中國(guó)金融出版社，P151-152，2004年。

其次，根據(jù)馮根福、吳林江（2001）的研究，橫向并購(gòu)的績(jī)效在較長(zhǎng)時(shí)期內(nèi)較為穩(wěn)定且呈上升趨勢(shì)。[8]在樣本統(tǒng)計(jì)過(guò)程中發(fā)現(xiàn)，橫向并購(gòu)占據(jù)了總數(shù)的幾乎70%，這樣必然會(huì)使樣本總體績(jī)效得以改善。

第三，2002年是我國(guó)并購(gòu)市場(chǎng)發(fā)展階段中承上啟下的一年，戰(zhàn)略并購(gòu)漸露端倪。2001—2002年間頒布了一系列并購(gòu)法律、法規(guī)，使并購(gòu)行為更加規(guī)范，政府監(jiān)管力度加大，實(shí)質(zhì)性并購(gòu)趨勢(shì)越來(lái)越明顯。從2002年發(fā)生的大額并購(gòu)交易來(lái)看，上市公司大型并購(gòu)有兩大特點(diǎn)：一是力度較大，企業(yè)轉(zhuǎn)型較為徹底；二是以行業(yè)整合為主，旨在壯大企業(yè)規(guī)模，提高行業(yè)地位。上市公司的并購(gòu)出現(xiàn)了明顯的升級(jí)化趨勢(shì)，通過(guò)并購(gòu)提升企業(yè)的競(jìng)爭(zhēng)力，同時(shí)也使資源配置更趨于合理。

五、實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果及分析

1.描述性統(tǒng)計(jì)及結(jié)論

本文由研究假說(shuō)得到8個(gè)自變量，表3為自變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。

從表3中可以看出，發(fā)生收購(gòu)行為的公司高管持股比例普遍偏低，平均不到1‰；國(guó)有股比例比重較大，最高達(dá)到86.3%，平均達(dá)到35.3%的國(guó)有持股比例；高管人均薪酬的增長(zhǎng)率差距較大，最大達(dá)到775.498%，最低達(dá)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(jìn)行了跨行業(yè)的并購(gòu)；大約有76.1%的樣本公司在并購(gòu)之后成為被并購(gòu)方的控股股東。

為了對(duì)本文提出的相關(guān)假設(shè)進(jìn)行進(jìn)一步檢驗(yàn)，筆者依據(jù)樣本公司不同的特征進(jìn)行分組，考察組與組之間的并購(gòu)績(jī)效的均值等的差異情況，實(shí)證結(jié)果列于表4。

從表4中可以看出，并購(gòu)前管理能力好的樣本公司在并購(gòu)后績(jī)效的平均變動(dòng)幅度為-0.208，均值檢驗(yàn)的t值為2.09，績(jī)效明顯好于并購(gòu)前低管理能力組的樣本公司。

并購(gòu)前現(xiàn)金流量充足的樣本公司平均績(jī)效變動(dòng)率為-0.949，而并購(gòu)前現(xiàn)金流量相對(duì)缺乏的樣本公司并購(gòu)后平均績(jī)效變動(dòng)率為-0.009，分組檢驗(yàn)的結(jié)論支持了前文的假設(shè)，即并購(gòu)前現(xiàn)金流充足的公司更傾向于進(jìn)行投資，投資并不一定以提高企業(yè)經(jīng)營(yíng)績(jī)效為目標(biāo)。但是兩組樣本公司并購(gòu)后平均績(jī)效變動(dòng)率沒(méi)能獲得統(tǒng)計(jì)上的顯著性。因此，只能為自由現(xiàn)金流量假說(shuō)提供較弱的證據(jù)。從樣本公司并購(gòu)前高管持股比例的檢驗(yàn)結(jié)果說(shuō)明高管持股對(duì)管理者動(dòng)機(jī)起到了一定約束作用。但兩組間均值檢驗(yàn)t值為0.771，p=0.442，未能通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，只能為并購(gòu)行為給企業(yè)績(jī)效帶來(lái)的變化提供較弱的證據(jù)。

在樣本企業(yè)中跨行業(yè)并購(gòu)占42家，績(jī)效平均變化率為-1.241，而同行業(yè)并購(gòu)的樣本公司績(jī)效平均變化率為1.114，兩組間的均值檢驗(yàn)t值為-2.339，p值為0.031。實(shí)證結(jié)果證實(shí)了前文的假設(shè)，在我國(guó)目前企業(yè)管理水平普遍偏低的情況下，盲目進(jìn)行跨行業(yè)擴(kuò)張只能帶來(lái)適得其反的結(jié)果，不少實(shí)際案例也為此提供了證據(jù)。

樣本公司國(guó)有股比例的實(shí)證結(jié)果與前文的假設(shè)不一致。國(guó)有股比例高的一組并購(gòu)后績(jī)效平均變化率為0.921，國(guó)有股比例低的一組并購(gòu)后績(jī)效平均變化率為-1.97，兩組間均值檢驗(yàn)t值為-1.794，p值為0.037，國(guó)有股比例越高，并購(gòu)績(jī)效越好。

在并購(gòu)前后幾年中高管薪酬平均增長(zhǎng)率較高的樣本公司并購(gòu)后績(jī)效稍好，其績(jī)效平均變化率為0.066，相對(duì)的，高管薪酬平均增長(zhǎng)率較低的樣本公司并購(gòu)后績(jī)效平均變化率為-1.115，與前文的假說(shuō)不同，實(shí)證結(jié)果說(shuō)明高管薪酬開(kāi)始與企業(yè)績(jī)效相掛鉤。但兩組間均值檢驗(yàn)t值為-0.726，未能通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，只能夠?yàn)椴①?gòu)績(jī)效變化率提供較弱的證據(jù)。

樣本公司的成立時(shí)間（至2001年止）不能夠?yàn)椴①?gòu)績(jī)效平均變化率提供有效的證據(jù)。從統(tǒng)計(jì)結(jié)果來(lái)看，成立時(shí)間較長(zhǎng)的公司并購(gòu)后績(jī)效要稍差于成立時(shí)間較短的公司，但二者的區(qū)別非常不顯著。

筆者從表4的統(tǒng)計(jì)結(jié)果中發(fā)現(xiàn)，以獲取控制權(quán)為目的而進(jìn)行并購(gòu)的樣本公司在并購(gòu)后的績(jī)效發(fā)生了正向變化。在138個(gè)樣本公司中，有105家成為被并公司的控股股東，并購(gòu)后績(jī)效平均變動(dòng)率為-0.275，好于未獲得控制權(quán)的樣本公司，其績(jī)效平均變化率為-1.317，這可能是因?yàn)樯鲜泄就ㄟ^(guò)收購(gòu)獲得被并公司的控制權(quán)之后，能夠直接掌控被并公司的經(jīng)營(yíng)決策權(quán)，對(duì)其生產(chǎn)管理活動(dòng)起到實(shí)際主導(dǎo)的作用，能夠更好將被并公司納入到上市公司整個(gè)經(jīng)營(yíng)體系中來(lái)進(jìn)行管理，從而有助于企業(yè)經(jīng)營(yíng)績(jī)效朝積極的方向發(fā)展。但是，兩組間均值t檢驗(yàn)值為0.833，p值為0.38，未通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，因此只能提供較弱的證據(jù)。

2.多元回歸分析及結(jié)論

為了進(jìn)一步獲得關(guān)于管理者動(dòng)機(jī)與并購(gòu)績(jī)效之間的相關(guān)關(guān)系的可靠結(jié)論，筆者采用多元回歸分析的方法來(lái)進(jìn)一步研究前文所設(shè)定的解釋變量與并購(gòu)績(jī)效之間的內(nèi)在關(guān)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(jī)效得分均值SCORE_AVER=（2001年績(jī)效值＋2002年績(jī)效值＋2003年績(jī)效值＋2004年績(jī)效值）/4。，代表并購(gòu)后經(jīng)營(yíng)績(jī)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(jī)效得分值較前一年的變動(dòng)率SCORE_2002=（2002年績(jī)效值/2001年績(jī)效值）-1；SCORE_2003=（2003年績(jī)效值/2002年績(jī)效值）-1；SCORE_2004=（2004年績(jī)效值/2003年績(jī)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(dòng)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(lèi)推。

實(shí)證檢驗(yàn)的結(jié)果整理如表5所示。從表5中可以看出，回歸統(tǒng)計(jì)分析的結(jié)果與分組檢驗(yàn)的結(jié)論基本一致，4個(gè)回歸方程中，進(jìn)入模型的自變量也基本一致。由實(shí)證結(jié)果可以看出，自變量對(duì)于2002年并購(gòu)績(jī)效變動(dòng)率的解釋效果最好，Adj.R-square值最高，自變量對(duì)2004年并購(gòu)績(jī)效變動(dòng)率的解釋效果居于最末，可能是因?yàn)闀r(shí)間越長(zhǎng)，影響公司經(jīng)營(yíng)績(jī)效的其他干擾因素變多，導(dǎo)致模型的解釋能力變?nèi)?。?/p>

從表5可以看出，樣本公司管理能力變量指標(biāo)——并購(gòu)前一年托賓Q值通過(guò)了顯著性檢驗(yàn)，變量的系數(shù)均為正，與分組檢驗(yàn)的情況一致，但是與預(yù)想的情況偏差較大。說(shuō)明企業(yè)并購(gòu)后績(jī)效如何，在很大程度上取決于主并公司的管理能力。能力強(qiáng)的管理者并購(gòu)后的績(jī)效會(huì)更好，而能力差的管理者進(jìn)行擴(kuò)張式并購(gòu)后績(jī)效會(huì)變差。

樣本公司并購(gòu)前現(xiàn)金流量的指標(biāo)的系數(shù)符號(hào)與預(yù)想一致。說(shuō)明并購(gòu)前擁有充足現(xiàn)金流量的公司容易進(jìn)行無(wú)價(jià)值的并購(gòu)，企業(yè)現(xiàn)金流量充足性與并購(gòu)后績(jī)效存在負(fù)相關(guān)關(guān)系，但這只能夠?yàn)榧僬f(shuō)提供很弱的支持證據(jù)。

回歸模型中，高管持股比例變量系數(shù)符號(hào)均為正，與預(yù)想相一致，但沒(méi)有通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，說(shuō)明高管持股能夠?qū)ζ髽I(yè)的績(jī)效起到一定的作用，但對(duì)績(jī)效的影響力是不顯著的。

對(duì)于并購(gòu)多元化假說(shuō)，回歸結(jié)果提供了較強(qiáng)的支持證據(jù)。說(shuō)明多元化對(duì)收購(gòu)公司的并購(gòu)績(jī)效具有明顯的影響。

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

管理層薪酬的變量系數(shù)均為負(fù)數(shù)，但均未通過(guò)顯著性檢驗(yàn)。說(shuō)明管理層薪酬與公司并購(gòu)績(jī)效雖然正相關(guān)，但相關(guān)度很低，只能夠?yàn)榧僬f(shuō)提供較弱的證據(jù)。

表5的結(jié)論未能為控制權(quán)假說(shuō)提供有力支持，雖然是否獲取控制權(quán)的虛擬變量系數(shù)為正，符合預(yù)想的結(jié)果，但變量未進(jìn)入回歸方程。

六、研究結(jié)論

本文通過(guò)實(shí)證研究，檢驗(yàn)了管理者動(dòng)機(jī)對(duì)并購(gòu)績(jī)效的影響。研究結(jié)果表明，樣本公司的經(jīng)營(yíng)績(jī)效在并購(gòu)當(dāng)年略有下降，但在并購(gòu)后兩年內(nèi)經(jīng)營(yíng)狀況總體呈上升趨勢(shì)，且上升程度較大。與管理者動(dòng)機(jī)相聯(lián)系的并購(gòu)行為對(duì)并購(gòu)公司的績(jī)效具有顯著影響。企業(yè)管理層的管理能力對(duì)并購(gòu)績(jī)效產(chǎn)生影響，即并購(gòu)前管理能力差的管理者完成的并購(gòu)有更低的收益，而由能力強(qiáng)的管理者主導(dǎo)的并購(gòu)，其并購(gòu)后的績(jī)效要好于能力差的管理者所主導(dǎo)的并購(gòu)。

多元化假設(shè)、國(guó)有股比例對(duì)企業(yè)擴(kuò)張式并購(gòu)績(jī)效帶來(lái)影響。進(jìn)行跨行業(yè)并購(gòu)將為企業(yè)的經(jīng)營(yíng)績(jī)效帶來(lái)更大的負(fù)面影響，尤其是在我國(guó)目前管理者管理水平與西方國(guó)家具有一定差距的情況下，更需要謹(jǐn)慎地進(jìn)行跨行業(yè)并購(gòu)。研究顯示，國(guó)有股比例與并購(gòu)績(jī)效呈現(xiàn)正相關(guān)關(guān)系。這可能是因?yàn)樵谖覈?guó)特殊的制度背景下，收購(gòu)公司國(guó)有股比例越高，與政府聯(lián)系的密切程度可能越大，而政府的參與，使得收購(gòu)公司在收購(gòu)時(shí)成本大大降低，企業(yè)并購(gòu)績(jī)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(lì)因素對(duì)于并購(gòu)績(jī)效的影響不甚顯著。這可能是由于我國(guó)上市公司大多由國(guó)企改制而來(lái)，企業(yè)管理者的任命及激勵(lì)體制具有中國(guó)特色，薪酬和股權(quán)這種顯性激勵(lì)手段的作用不占主導(dǎo)地位?？刂茩?quán)假說(shuō)未得到實(shí)證結(jié)果的有力支持，這可能是因?yàn)楣蓹?quán)比例只是控制權(quán)在形式上的一種體現(xiàn)，要實(shí)現(xiàn)對(duì)收購(gòu)公司實(shí)質(zhì)上的控制，還要受到收購(gòu)方管理能力、被收購(gòu)方的協(xié)作等因素的影響。自由現(xiàn)金流量假說(shuō)也未能夠得到實(shí)證結(jié)果的有力支持，這可能是因?yàn)槲覈?guó)上市公司大多數(shù)國(guó)有股比例較高，在進(jìn)行并購(gòu)時(shí)能夠獲得一定的政府支持，因此企業(yè)在考慮是否并購(gòu)時(shí)，現(xiàn)金流狀況并不是主要考慮因素之一。

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