基于事件研究和會計研究法的并購績效分析
——以河北鋼鐵并購為例

卿 固，辛超群

(大連大學(xué) 經(jīng)濟管理學(xué)院，遼寧 大連 116622)

基于事件研究和會計研究法的并購績效分析
——以河北鋼鐵并購為例

卿 固，辛超群

(大連大學(xué) 經(jīng)濟管理學(xué)院，遼寧 大連 116622)

并購作為企業(yè)實現(xiàn)快速增長和擴張的方式，能帶來經(jīng)濟和社會效應(yīng)。為考察并購績效，在對國內(nèi)外相關(guān)文獻(xiàn)回顧的基礎(chǔ)上，以河北鋼鐵并購為例，采用事件研究法對并購短期績效進(jìn)行了分析，并運用主成分修正的會計研究法，建立綜合得分函數(shù)對并購中長期績效進(jìn)行了研究。結(jié)果表明，并購行為短期內(nèi)雖使得累計超額收益由負(fù)轉(zhuǎn)正，但沒有顯著提高公司的超額收益，CAR僅為1.6%；并購后1年～2年的綜合績效得分有顯著提高，但隨后起伏波動較大，缺乏持續(xù)性。

事件研究；會計研究；并購績效

一、引言

19世紀(jì)末以來，歐美等發(fā)達(dá)國家此起彼伏地經(jīng)歷了5次并購浪潮，既實現(xiàn)了企業(yè)本身的發(fā)展壯大，也促進(jìn)了本國的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整和資源的優(yōu)化配置。相比而言，我國起步較晚，直到20世紀(jì)末才有了真正意義上的并購出現(xiàn)。以2005年我國股權(quán)分置改革為起點，上市公司的并購數(shù)量不斷增加，屢創(chuàng)新高。特別是2008年金融危機后，全球經(jīng)濟不景氣，企業(yè)破產(chǎn)、倒閉現(xiàn)象不斷，為上市公司并購提供了機遇。理論上分析，并購能形成規(guī)模經(jīng)濟和范圍經(jīng)濟效應(yīng)(Prattern，1971)，減少競爭壓力，擴大市場份額(Mecks，1977)、帶來壟斷優(yōu)勢，降低交易費用(Fama，1983)和稅負(fù)等。然而，上市公司通過并購真的能實現(xiàn)自我價值增值，提高公司績效嗎？這值得我們深入研究。

二、相關(guān)文獻(xiàn)回顧

(一)國外并購績效研究綜述

作為并購起源的西方，學(xué)者們對并購績效的研究相對較早，主要有兩大研究思路：一是研究并購績效的影響因素，如Schmalensee(1975)以242個不同行業(yè)456家上市公司為樣本，發(fā)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)效應(yīng)對并購績效影響達(dá)到20%，Agrawal等(1992)則分析了不同并購方式對并購績效的影響，發(fā)現(xiàn)混合并購帶來的績效要好于其他方式[1]，還有的學(xué)者分析交易規(guī)模、并購溢價對并購績效產(chǎn)生的影響(Sirower，1994)。二是并購績效分析方法的運用，Gregory(1997)分別利用最小二乘法、極大似然估計法、據(jù)估計法和工具變量法對1984年—1992年間英國的467起并購績效進(jìn)行了分析，結(jié)果表明并購行為發(fā)生的前2年內(nèi)，平均累計異常收益顯著為負(fù)，而4年內(nèi)收益顯著為正；而更多的學(xué)者是選擇事件研究法或財務(wù)指標(biāo)法進(jìn)行分析，但結(jié)果不盡相同，Dodd和Ruback(1977)通過對1973年—1976年存在的要約收購形式進(jìn)行了研究，發(fā)現(xiàn)并購公司股東能獲得8%～12%的顯著為正的超常收益，而目標(biāo)公司則高達(dá)19%～21%，而Schwert(2008)研究則表明事件窗口期內(nèi)被收購公司股東的累計平均反常收益率為35%，而主并公司的超額收益率近乎為零；Chakrabarti(1990)選取銷售額、利潤、投資回報率、市場占有率、技術(shù)創(chuàng)新與顧客基礎(chǔ)6個指標(biāo)對31個并購公司績效進(jìn)行了分析，得出了并購后對資源的整合對并購公司的績效影響更為重要[2]，Martynova(2006)則發(fā)現(xiàn)并購后企業(yè)的經(jīng)營績效顯著下降，認(rèn)為這種情況與宏觀因素有關(guān)。

(二)國內(nèi)并購績效研究綜述

國內(nèi)學(xué)者多是借鑒國外經(jīng)驗做法，以我國上市公司為樣本進(jìn)行分析。李善民、陳玉罡(2002)以1999年—2000年深、滬兩市的并購事件為例運用事件研究法進(jìn)行了實證研究，發(fā)現(xiàn)并購能給收購公司股東帶來財富效應(yīng)，而對目標(biāo)公司的影響則不顯著，同時認(rèn)為國家和法人股比重大的收購公司能得到更顯著的財富增加[3]。陸桂賢(2012)通過計算所選取樣本的EVA，發(fā)現(xiàn)大多數(shù)的并購公司前2年沒有顯著增加績效，反而對股東的收益產(chǎn)生了損害，但并購后的3年，部分公司的績效才慢慢好轉(zhuǎn)[4]。近年來更多的學(xué)者通過選取財務(wù)指標(biāo)、采用因子分析或主成分分析法對并購績效進(jìn)行研究(葉璋禮，2013[5]；潘穎、聶建平，2014[6]；金永紅、周小粱，2014[7])。

綜上，國內(nèi)外學(xué)者從并購績效的影響因素及評估并購績效方法的運用等方面做了卓有成效地研究，然而上述研究也存在著些許缺陷，主要反映如下：(1)大多數(shù)研究是基于大樣本開展的，然而中國資本市場還不夠成熟，大樣本數(shù)據(jù)易受外部環(huán)境、行業(yè)特征和企業(yè)屬性的影響，相反個案研究更具有現(xiàn)實意義；(2)事件期長短的選擇對事件研究法的選擇十分重要，選擇事件期越長雖越全面但也越受影響(陳黎琴、胡玲，2012[8])，多數(shù)研究選擇事件期較長，實證效果不太理想，而選擇短期事件研究法更能反映并購事件本身對股價等二級市場帶來的影響。

據(jù)此，本文在采用事件研究法對并購短期績效進(jìn)行分析的基礎(chǔ)上，并運用主成分修正的會計研究法建立綜合績效得分函數(shù)對并購中長期績效進(jìn)行研究，同時以河北鋼鐵并購為例來補充大樣本研究的不足，這樣點面結(jié)合、短中長期結(jié)合，既可以考察并購這一事件在短期如一天或一周給公司帶來的影響，又可以從長遠(yuǎn)戰(zhàn)略的角度評估并購的價值，以期能更好的衡量并購的效率和效果。

三、實證分析

(一)案例簡述

2008年6月，由唐鋼和邯鋼組建的河北鋼鐵集團(tuán)正式掛牌成立。同年12月，唐鋼、邯鋼和承德釩鈦公布了重組方案，由唐鋼吸收合并邯鋼和承德釩鈦兩家公司，即“換股吸收合并”的方式實現(xiàn)并購重組。河北省鋼鐵產(chǎn)業(yè)并購重組自有其動機：其一，通過并購整合資源優(yōu)勢，淘汰落后產(chǎn)能，走資源節(jié)約和環(huán)境友好道路；其二，優(yōu)勢互補，提高抗風(fēng)險能力，增強企業(yè)競爭優(yōu)勢和核心競爭力；其三，增強河北鋼鐵企業(yè)在市場中的話語權(quán)，提升河北鋼鐵的知名度，做大做強河北鋼鐵。2009年6月26日，三家公司股東大會審議通過了該方案，同年9月證監(jiān)會并購重組委員會審核也通過該方案。至此，這次由政府主導(dǎo)的河北鋼鐵集團(tuán)并購活動完成。

(二)并購短期績效分析

1.數(shù)據(jù)來源

本文所涉及的河北鋼鐵上市公司的股票價格、深圳綜合市場指數(shù)等來源于巨潮資訊(www.cninfo.com.cn)和東方財富通(www.eastmoney.com)。

2.研究方法與模型構(gòu)建

對于公司并購短期績效的分析，一般采用事件研究法進(jìn)行研究(Fama，1969)。事件研究法是指通過研究特定事件日前后股票的累積異常收益率(CAR)的變化來考察該事件是否給公司帶來價值，即若在事件日附近觀測到CAR明顯增加，則表明該事件給公司帶來了價值。本文基于市場模型來計算CAR，一般步驟如下：

(1)定義事件以及窗口選擇。本文定義河北鋼鐵并購此事件的事件窗口期為(-10,10)，估計期為(-50，-11](單位：日)。

(2)計算估計期股票和市場指數(shù)的實際收益率。

Rit=(Pit-Pi,t-1)/Pi,t-1

Rmt=(Pmt-Pm,t-1)/Pm,t-1

(1)

其中，Rit為股票i在t日的收盤價；Pmt為市場在t日的綜合指數(shù)。

(3)估計股票的β系數(shù)。

(5)計算股票的超額收益率ARit。

(2)

(6)由AR可得到累積超額收益率CAR。

CAR=∑AR

(3)

3.實證結(jié)果分析

本文通過Excel和SPSS17.0軟件的運算，基于事件研究法的實證結(jié)果如圖1所示：

由圖1可以看出，河北鋼鐵集團(tuán)的每日的超額收益率在考察期內(nèi)圍繞0軸上下波動。在公告日那天沒有達(dá)到想象中的峰值，反而在公告前3天有一個明顯的拔升，這說明該事件尚未公告，市場上已有機構(gòu)和個人知曉了此信息，進(jìn)而引起超額收益率在公告日前有一個明顯的提高。同時，這也驗證了宣告效應(yīng)具有前置性的說法。之后，超額收益率AR又開始恢復(fù)在0軸上下起伏的走勢，但幅度相對較大，這與公司并購后需要承擔(dān)更大風(fēng)險有關(guān)。

圖1 河北鋼鐵并購日前后超額收益率AR的走勢圖

通過計算CAR發(fā)現(xiàn)并購前10日內(nèi)總體為-0.66%，并購后10內(nèi)為1.6%，雖有所增加，但不是太明顯。這說明此次河北鋼鐵并購事件在短期內(nèi)給公司帶來了收益，對公司總體影響有所提高，但在短期表現(xiàn)的不是突出。這也驗證了從短期來看，并購事件是內(nèi)部人可以用來炒作收益的話題，短期并購僅具有投機價值，不具備投資價值。

(三)并購中長期績效分析

針對并購的中長期績效，本文采用會計研究法即通過選取財務(wù)指標(biāo)建立綜合評價模型以此對并購行為進(jìn)行績效評估。該方法的優(yōu)點主要表現(xiàn)為：容易獲取上市公司的財務(wù)數(shù)據(jù)，且該數(shù)據(jù)是經(jīng)過一定的審計，具有可信度。

1.財務(wù)指標(biāo)體系

在指標(biāo)體系設(shè)計時，以能相互補充、目標(biāo)一致，全面準(zhǔn)確反映公司并購績效的原則，本文參照了由國務(wù)院國資委財務(wù)監(jiān)督與考核評價局制定的《企業(yè)績效評價標(biāo)準(zhǔn)值》(2013)中有關(guān)財務(wù)指標(biāo)。具體指標(biāo)體系如表1所示。

表1 并購績效各財務(wù)指標(biāo)

財務(wù)收益指標(biāo)資產(chǎn)運營狀況指標(biāo)償債能力指標(biāo)發(fā)展能力指標(biāo)指標(biāo)凈值產(chǎn)收益率X1總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率X4資產(chǎn)負(fù)債率X7營業(yè)增長率X10營業(yè)利潤率X2存貨周轉(zhuǎn)率X5利息保障倍數(shù)X8凈利潤增長率X11成本費用利潤率X3應(yīng)收賬款周轉(zhuǎn)率X6速動比率X9總資產(chǎn)增長率X12

2.模型原理及建立

主成分分析法是當(dāng)最初眾多指標(biāo)間存在相關(guān)性時，通過降維的方法將多個指標(biāo)綜合成幾個綜合指標(biāo)而又盡可能多地保有原指標(biāo)信息的方法。該方法可以避免人為等主觀原因通過賦值來對公司績效評價的影響，同時變量間的線性關(guān)系也得到解決，可以很好對公司并購情況進(jìn)行綜合、系統(tǒng)的分析。

結(jié)合主成分分析法，本文假設(shè)上市公司并購績效為P，可以看做是眾多指標(biāo)的函數(shù)。Fn為通過主成分分析法歸結(jié)的綜合因子，k為綜合因子的個數(shù)，因子權(quán)重為αn，因此可將上市公司并購績效函數(shù)簡化為：

(4)

3.實證分析

基于研究的充分性、可行性和及時性，本文收集了金融危機后即2008年至2013年9月的河北鋼鐵各年度的季報數(shù)據(jù)，各財務(wù)指標(biāo)所涉及的數(shù)據(jù)來自于深圳交易所網(wǎng)站和新浪財經(jīng)。本文是采用Excel和SPSS 17.0等軟件對河北鋼鐵并購績效的各指標(biāo)進(jìn)行主成分分析的。以下是分析的主要結(jié)果與說明：

通過SPSS運行，得到所建立的指標(biāo)體系的KMO檢驗值為0.661，且Bartlett檢驗統(tǒng)計量的概率p值為0.000，說明適合進(jìn)行主成分分析。另外，各指標(biāo)的共同方差都較高，達(dá)到了0.78以上，說明經(jīng)過綜合后因子的信息丟失很少，提取的效果較為理想。

表2 提出主成分的累計方差貢獻(xiàn)率

成份初始特征值提取平方和載入合計方差的%累計%合計方差的%累計%14.72139.34039.3404.72139.34039.34022.83823.64762.9872.83823.64762.98732.08217.34880.3352.08217.34880.33541.20810.06990.4041.20810.06990.40450.3953.29493.69960.3382.81496.51270.2131.77798.29080.1060.88299.17290.0640.53799.709100.0270.22999.938110.0040.03399.971120.0040.029100.000

由表2可以看出，本次主成分分析共綜合成4個主成分，且4個主成分的累計貢獻(xiàn)率已經(jīng)達(dá)到了90.404%(大于85%)，說明所提取的4個主成分已足夠描述河北鋼鐵的并購績效。根據(jù)成份載荷得到X2、X8、X3、X1為第一個公共主成分F1，可命名為經(jīng)濟效益因子；X4、X5、X6為第二個公共主成分F2，可命名為資產(chǎn)整合因子；X10、X11、X12為第三個主成分F3，可命名為價值增值因子；X9、X7為第四個公共主成分F4，可命名為償債能力因子。

表3 各主成分得分矩陣

Zscore成份1234X10.1530.124-0.0100.056X20.465-0.096-0.081-0.312X30.266-0.0670.0240.083X4-0.1050.393-0.0420.019X5-0.1440.408-0.0590.028X60.0950.2260.060-0.130X70.0980.0410.065-0.460X80.277-0.0900.0220.078X9-0.1610.0330.0640.526X100.014-0.0110.343-0.018X110.004-0.0750.3410.009X12-0.0700.0060.3270.040

表3反映的是各主成分的得分矩陣，據(jù)此可以建立各主成分的得分函數(shù)，例如：F1=0.153X1+0.465X2+0.266X3-0.105X4-0.144X5+0.095X6+0.098X7+0.277X8-0.161X9+0.014X10+0.004X11-0.070X12。同樣，可以得到F2、F3和F4的得分函數(shù)。

由于提取的主成分對并購績效的解釋程度不同，因此將各主成分的方差貢獻(xiàn)率作為并購績效函數(shù)的權(quán)重，即：P=0.39340F1+0.23647F2+0.17348F3+0.10069F4。

據(jù)此，得到河北鋼鐵集團(tuán)2008年—2013年各季度的基于主成分分析的綜合評價得分和各主成分得分。如圖2所示：

圖2 各主成分得分及綜合評價得分趨勢

從圖2可以看出，反映凈資產(chǎn)收益率、主營業(yè)務(wù)利潤率等的第一個主成分規(guī)模經(jīng)濟效益F1，在并購之前有著大幅度的下降，這與大的經(jīng)濟環(huán)境是相關(guān)的，當(dāng)全球經(jīng)濟低迷的時候，鋼鐵行業(yè)包括河北鋼鐵也會受到影響。而并購之后有所提高并趨于平緩，說明并購后集團(tuán)規(guī)模經(jīng)濟效益下降的趨勢得到了部分程度的緩和，但效果仍然不是太明顯。

反映總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率、存貨周轉(zhuǎn)率等的第二個主成分資產(chǎn)整合F2，在所考察的期間始終處于大幅度的上下波動，但相比收購前，收購后幅度有所下降，說明并購后集團(tuán)的資產(chǎn)整合的能力得到了提高，資產(chǎn)運作更加的平穩(wěn)，并購的效果得到了部分展現(xiàn)。

第三個主成分F3和第四個主成分價值增值F4，在并購后都得到了大幅度的提高，說明集團(tuán)通過并購確實在一定程度上提高了償債能力和實現(xiàn)了價值增值。然而2010年后又回復(fù)到了正常的上下波動，這與此時河北鋼鐵整體實現(xiàn)上市這一重大事件有關(guān)。

從集團(tuán)的綜合評分趨勢來看，并購前下降幅度較為明顯，這與同時期的大環(huán)境相關(guān)。并購后的1～2年綜合評分有著顯著提高，說明并購為河北鋼鐵走出低迷狀態(tài)起到了推波助瀾作用。但是最近2年來綜合評分又開始下降，說明集團(tuán)公司若想從疲軟的狀況中走出來，需要對并購后的各種資源進(jìn)行進(jìn)一步的整合，全面發(fā)揮并購的協(xié)同效應(yīng)、規(guī)模經(jīng)濟、壯大自身實力的目的。

四、結(jié)論

本文基于事件研究法對河北鋼鐵并購短期績效進(jìn)行了分析，同時基于會計研究法，建立財務(wù)指標(biāo)體系，并通過主成分分析得出并購績效綜合得分函數(shù)，對河北鋼鐵并購中長期績效進(jìn)行了分析。研究結(jié)果顯示：第一，短期內(nèi)，并購沒有顯著提高公司的超額收益，雖使得累計超額收益由負(fù)轉(zhuǎn)正，但仍然表現(xiàn)的不是很明顯，CAR僅為1.6%；第二，中長期內(nèi)，通過并購河北鋼鐵綜合評價得分在前兩年內(nèi)顯著提高，但隨后的幾年又開始震蕩，這與公司對并購的整合不利有很大關(guān)系。概言之，通過實證研究，發(fā)現(xiàn)此次河北鋼鐵從并購到現(xiàn)在并沒有產(chǎn)生想象中的優(yōu)勢互補和協(xié)同效應(yīng)。這與集團(tuán)公司對并購后的資源整合不到位以及此次并購事件是由政府主導(dǎo)推動的等有很大關(guān)系。

〔1〕 AGRAWAL，JAFFE J F，MANDLKER G N．The Post Merger Performance of Acquiring Firms：A examination of an anomaly[J]．JournalofFinance，1992，47：5-21．

〔2〕 CHAKRABARTI．Types of synergy and economic value：the impact of acquisition on merging and rival firms[J]．StrategicManagementJournal，1990(7)：119-140．

〔3〕 李善民，陳玉罡．上市公司兼并與收購的財富效應(yīng)[J]．經(jīng)濟研究，2002(11)：27-35，93．

〔4〕 陸桂賢．我國上市公司并購績效的實證研究——基于EVA模型[J]．審計與經(jīng)濟研究，2012，27(2)：104-109．

〔5〕 葉璋禮．中國上市公司并購績效的實證研究[J]．統(tǒng)計與決策，2013(7)：165-168．

〔6〕 潘穎，聶衛(wèi)平．基于因子分析的上市公司并購績效差量評價[J]．經(jīng)濟問題，2014(1)：115-118．

〔7〕 金永紅，周曉梁．我國上市公司并購績效研究[J]．金融教學(xué)與研究，2014(1)：63-66．

〔8〕 陳黎琴，胡玲．公司并購績效評價研究方法述評[J]．首都經(jīng)濟貿(mào)易大學(xué)學(xué)報，2012(3)：109-114．

(責(zé)任編輯 杜 敏)

Analysis on the Performance of the M&A Based on the Event Study and Accounting Research Method—Taking Hebei Iron & Steel Mergers and Acquisitions as an Example

QING Gu, XIN Chao-qun

(Dalian University, Dalian, Liaoning 116622)

As the means of enterprise to achieve rapid growth and expansion, M&A can bring economic and social effect. In order to inspect the performance of the M&A, this paper based on the review of the related literature at home and abroad and taken Hebei Iron & Steel mergers and acquisitions as an example, and adopted event study method to analyze the short-term performance of the M&A. At the same time, by using the principal component analysis the accounting research method, this paper established the comprehensive evaluation score function for the long-term performance of the M&A. The results show that: the M&A behavior in the short-term made the cumulative abnormal return from negative to positive, but it was not significant and the CAR was only 1.6%; after 1～2 years of the M&A, comprehensive performance score improved significantly, but then it showed great fluctuation and lack of continuity.

event study; accounting research; M&A performance

10.13937/j.cnki.sjzjjxyxb.2014.06.018

2014-10-17

http://www.cnki.net/kcms/doi/10.13937/j.cnki.sjzjjxyxb.2014.06.018.html 網(wǎng)絡(luò)出版時間：2014-12-29 15：30

卿固(1962—)，女，四川內(nèi)江人，大連大學(xué)經(jīng)濟管理學(xué)院教授，主要從事企業(yè)管理與績效研究。

F230.9

A

1007-6875(2014)05-0096-05