Page 90 - 《北京工商大学学报（社会科学版）》2020年第1期

北京工商大学学报(社会科学版)摇 摇 摇 摇 2020 年摇 第 1 期

摇 摇 表 7摇 基于不同并购溢价分组的企业声誉与长期并购绩效的回归结果
驻ROA
高并购溢价组 低并购溢价组
(1) (2) (3) (4) (5) (6) (7) (8)
- 0郾 030 - 0郾 004 - 0郾 002 - 0郾 020 - 0郾 005 - 0郾 005 - 0郾 006 - 0郾 005
Reputation
( - 0郾 642) ( - 0郾 074) ( - 0郾 036) ( - 0郾 392) ( - 0郾 158) ( - 0郾 145) ( - 0郾 192) ( - 0郾 141)
0郾 214 0郾 174 ***
Historical_Gap
(1郾 398) (2郾 903)
**
- 0郾 561 - 0郾 073
Reputation 伊 Historical_Gap
( - 2郾 299) ( - 0郾 307)
*** **
0郾 738 0郾 080
Industrial_Gap
(3郾 777) (2郾 038)
*
- 0郾 357 0郾 231
Reputation 伊 Industrial_Gap
( - 1郾 780) (0郾 972)
*** *
- 0郾 276 - 0郾 051
Market_Gap
( - 3郾 474) ( - 1郾 682)
- 0郾 373 0郾 136
Reputation 伊 Market_Gap
( - 0郾 750) (0郾 526)
其他控制变量 是 是 是 是 是 是 是 是
Industry\Year 是 是 是 是 是 是 是 是
观测值 403 403 403 403 1 218 1 218 1 218 1 218
F 值 3郾 425 3郾 742 3郾 940 3郾 892 3郾 247 3郾 312 3郾 225 3郾 167
2
调整后 R 0郾 110 0郾 124 0郾 144 0郾 141 0郾 097 0郾 104 0郾 101 0郾 099
摇 摇 注: * 、 、 分别表示 10% 、5% 、1% 的显著性水平;括号内为基于稳健标准误计算的 T 值。
** ***
数进行对数化处理,以上市公司媒体正面报道数 生实质性改变,这说明本文研究结果是稳健的。
加 1 的自然对数值来进行度量。 表 8 的实证回归 由于篇辐所限,不再披露具体回归表格。
结果表明,在替换了企业声誉的度量方法后,文章 五、研究结论与启示
主要结论并未发生实质性改变,这说明本文的研 (一)研究结论
究结果是比较稳健的。 声誉作为企业重要的无形资产,使得企业具
摇 摇 2郾 替换并购溢价的度量指标 有强烈动机通过并购活动满足利益相关者对企业
考虑到企业并购溢价可能会呈现出较强的行 发展的高期望,以维护自身的良好声誉。 但是,关
业特征 [1] ,因此本文还对各上市公司并购溢价数 于企业为了维持自身良好声誉是否会在并购交易
据进行了行业标准化处理,并将行业标准化后的 中承担高风险、付出高成本的问题,现有研究并未
并购溢价(Premium_a)作为另一度量指标。 实证 予以解答。 因此,企业通过并购活动来维护自身
回归结果表明,在使用了经过行业标准化的并购 声誉时是否会支付高并购溢价成为本文主要的研
溢价变量进行回归后,本文的主要研究结论依然 究问题。 基于 2007—2017 年我国沪深 A 股上市
成立(回归结果见表 9)。 公司并购事件样本,本文考察了企业声誉对企业
摇 摇 3郾 控制个体固定效应 并购溢价的影响,以及企业业绩期望差距在二者
考虑到某些未观测到的企业特征因素可能会 关系中的调节作用。 研究结果表明,如果企业的
影响本文结果的稳健性,本文以固定效应模型来 声誉越高,那么企业为了维护自身声誉进行并购
控制企业个体效应的影响。 回归结果发现,在控 活动所支付的并购溢价越高;如果企业的实际业
制了企业个体固定效应以后,主要研究结论未发 绩与期望业绩 ( 包括历史期望业绩、 行业期望

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