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北京工商大学学报( 社会科学版 )摇 摇 摇 摇 2015 年摇 第 6 期
摇 表 2摇 主要变量的均值
变量 全样本 现金支付子样本 股票支付子样本
CAR 0郾 049 2 0郾 009 4 0郾 144 5
ivol 0郾 166 9 0郾 163 0 0郾 175 4
market_ value 22郾 246 2 22郾 499 3 21郾 904 3
BtoM 0郾 418 1 0郾 433 7 0郾 377 1
DtoA 0郾 468 0 0郾 455 8 0郾 568 5
net _profit 0郾 039 5 0郾 116 5 - 0郾 279 5
first _sharehold 0郾 368 0 0郾 366 4 0郾 379 5
concentration 0郾 534 4 0郾 530 3 0郾 535 8
turnover 0郾 030 2 0郾 029 3 0郾 033 5
expense 19郾 110 2 18郾 543 8 20郾 700 7
target_ relative 0郾 230 7 0郾 056 0 0郾 816 7
样本量 2 394 1 725 452
摇 摇 样本总体的并购方公告日前后 11 日的累积
超常收益 CAR( - 5,5) 在 1% 的水平上显著为正
( 均值 + 检验结果不单独列示 ), 平均约为
4郾 92% ,这说明 2007—2014 年间发起并购的中国
A 股上市公司平均而言会实现正的并购绩效 。
现金支付子样本和股票支付子样本的并购
方公告日前后的累积超常收益均在 1% 的水平
上显著为正 ,均值分别为 0郾 94% 和 14郾 45% 。 通
过均值 t 检验 ,发现现金支付的并购与股票支付
的并购的公告日前后累积超常收益在 1% 的水
平上显著不同, 股票支付并购的 CAR 显著大于
现金支付并购的 CAR , 这有悖于 “ 市场时机理
论冶 ,而且两种支付方式的并购的规模也呈现出
明显的差别。 无论是从绝对规模指标 expense,
还是相对规模指标 target _relative , 股票支付下的
并购规模显著大于现金支付并购。 因此, 相比
现金支付并购, 股票支付下的并购公司获得的
并购绩效更好 , 并购规模更大 , 假设 1 得到证
明。 显然 , 两类并购并不单单只是支付方式不
同而已。 针对两种支付方式的异质波动率的均
值 t 检验也表明股票支付并购的信息不对称程
度( 在 1% 的水平上) 显著大于现金支付并购 。
相关性分析( 不单独列示 ) 显示 ,变量之间的
相关度并不高,说明回归模型的共线性问题可能
并不严重。
( 二) 全样本回归结果与分析
本文以并购公司的并购事件窗( 公告前 5 日
到后 5 日 ) 的累积超常收益率 CAR 作为被解释变
量,以异质波动率和公司特征变量以及交易特征
变量为解释变量, 利用 OLS 回归模型, 考察并购
方的并购绩效的影响因素。 三个回归分别控制了
年度因素、行业因素以及年度和行业因素。
根据表 3 的回归结果可以发现,总体上模型
及变量对于并购绩效具有较强的解释力。 并购公
司股价异质波动率变量 ( ivol ) 的系数显著为负 ,
表明信息不对称程度与并购方并购公告日前后的
累积超常收益率显著负相关。 市场信息不对称越
严重,并购公司获得的并购绩效越差,假设 2 得以
证明。
净利率、支付价值、目标方相对并购方的规模、
股票支付与混合支付的虚拟变量与并购绩效显著
正相关;并购方市场价值衡量的公司规模、资产负
债率以及并购失败的虚拟变量与并购绩效显著负
相关。 值得注意的是,考虑到并购方收购较小的目
标,即并购方谈判优势地位明显的情况下,内外部
信息不对称往往更加严重,变量 target_relative 系数
显著为正也再次证明了假设 2 的成立。 股票支付
的虚拟变量的系数显著为正说明中国 A 股上市
公司主导的并购中, 股票支付往往比现金支付会
带来更高的累积超常收益, 这与上部分 CAR 的描
述性统计结果相一致。
( 三) 现金支付与股票支付子样本回归结果
与分析
本部分把总样本按并购支付方式分成现金支
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