基于財務(wù)比率和資產(chǎn)彈性的并購悖論研究

李東嶼 汪海粟

（中南財經(jīng)政法大學(xué) 工商管理學(xué)院，湖北 武漢 430073）

一、問題的提出

學(xué)術(shù)界關(guān)于并購動機的研究成果豐碩，主要觀點有：（1）交易成本論，即通過并購將原先需要較高費用的市場交易轉(zhuǎn)為費用較低的企業(yè)內(nèi)部交易，降低運營成本［1］；（2）規(guī)模經(jīng)濟和范圍經(jīng)濟論，即企業(yè)通過并購擴大規(guī)模經(jīng)濟和范圍經(jīng)濟效應(yīng)［2］（P151）；（3）外部發(fā)展優(yōu)勢論，即企業(yè)以快速兼并擴張戰(zhàn)略替代自身緩慢積累過程，而且擴張疆域的動機甚至取代了利潤動機［3］（P90）。中國相關(guān)的調(diào)查報告也證實了上述學(xué)者對并購動機的假設(shè)：2013年，61%的中國企業(yè)的并購動機是進入新市場，58%為了獲得新技術(shù)或既有品牌，54%為了擴大企業(yè)規(guī)模，而40%的企業(yè)希望通過并購降低運營成本［4］。

然而，根據(jù)世界知名咨詢公司，如波士頓咨詢集團（BCG）、畢馬威會計事務(wù)所（KPMG）和麥肯錫咨詢公司（McKinsey）的統(tǒng)計，全球并購失敗的比率大體在50%～85%；而與并購失敗率高居不下形成鮮明對比的是，全球并購浪潮此起彼伏，方興未艾［5］（P12）。Brouthers等人發(fā)現(xiàn)，并購雖然擴大了企業(yè)規(guī)模，但并購后交易成本不降反升，績效不盡如人意，他們由此提出“如果并購是失敗的，為什么還如此盛行”的疑問［6］。顯然，并購后交易成本不降反升、績效失敗率過半等現(xiàn)象與交易成本論、規(guī)模經(jīng)濟和范圍經(jīng)濟論大相徑庭，但也許和外部發(fā)展優(yōu)勢論相關(guān)。但通過擴張企業(yè)規(guī)模獲取外部發(fā)展優(yōu)勢只是過程而不是目的，而且外部發(fā)展優(yōu)勢論可能忽略了并購雙方的內(nèi)部資源和能力狀態(tài)，對并購雙方是否有能力把握所謂的外部發(fā)展優(yōu)勢缺乏判斷，因此外部發(fā)展優(yōu)勢論的并購動機觀點還有待商榷。因此，本文推斷，并購的真實動機不僅僅為了降低交易成本、獲取規(guī)模經(jīng)濟和范圍經(jīng)濟或外部發(fā)展優(yōu)勢，可能還存在其他意圖。

本文認(rèn)為并購悖論的關(guān)鍵在于公司治理的層次性和不同利益主體利益訴求的差異性。如何在統(tǒng)一的分析框架下將不同的并購動機和并購績效合理對接，分析由于公司治理的層次性和利益訴求的差異性所導(dǎo)致的并購悖論，是目前并購研究中相對薄弱的領(lǐng)域。本文嘗試構(gòu)建企業(yè)資產(chǎn)彈性分析框架，將并購動機和并購績效評估有效對接起來，進而尋求解釋并購悖論的路徑。

二、分析框架

財務(wù)比率是一種靜態(tài)的平均函數(shù)。如資產(chǎn)收益率n=凈利潤／總資產(chǎn)，表示一個單位的總資產(chǎn)能帶來n個單位凈利潤。但在并購交易動機分析中，本文需要測算買方增加一個單位的總資產(chǎn)，或賣方減少一個單位的總資產(chǎn)，分別能給并購雙方帶來多少個單位的凈利潤。這就涉及動態(tài)的彈性概念，即彈性=邊際函數(shù)／平均函數(shù)。一般來說，只要兩個經(jīng)濟變量之間存在著函數(shù)關(guān)系，就可用彈性系數(shù)ε來表示因變量對自變量反應(yīng)的敏感程度。彈性系數(shù)計算公式一般表示為：彈性系數(shù)ε=因變量增長率／自變量增長率。以資產(chǎn)收益率為例，其某一時間范圍內(nèi)的弧彈性公式為：

其中，R 為凈利潤，A 為總資產(chǎn)，ΔR／R 為凈利潤增長率，ΔA／A 為總資產(chǎn)增長率。

如果方程式（1）的ΔR、ΔA 趨向于無窮小，則變化表達(dá)式ΔR、ΔA 就變成微分表達(dá)式dR、dA，此時的函數(shù)彈性便具有點彈性的含義，即：

其中，分母R／A 為資產(chǎn)收益率，分子R′為資產(chǎn)收益率函數(shù)的一階導(dǎo)數(shù)。

如果將總資產(chǎn)作為自變量，凈利潤作為因變量，則可以建立資產(chǎn)收益率函數(shù)：R=f（A）。對其求導(dǎo)，得資產(chǎn)收益率函數(shù)一階導(dǎo)數(shù)：R′=f′（A）。這時，并購的績效評估指標(biāo)就不再是簡單的“資產(chǎn)收益率=凈利潤／總資產(chǎn)”的平均函數(shù)，而是并購前后資產(chǎn)收益率函數(shù)的邊際函數(shù)對平均函數(shù)的比率，表示并購后總資產(chǎn)的增加或減少對凈利潤的影響程度，稱之為資產(chǎn)收益點彈性。

同理，本文還提出營運成本點彈性和投資風(fēng)險點彈性的概念。這些彈性的自變量都是總資產(chǎn)，因變量分別是營運成本、凈利潤和市凈率，由此表達(dá)并購后總資產(chǎn)增加或減少一個單位，使得營運成本、凈利潤和市凈率增加或減少多少個單位的涵義。由于這些彈性都是基于總資產(chǎn)的增加或減少而測度出來的，因此統(tǒng)稱為“資產(chǎn)彈性”。資產(chǎn)彈性與財務(wù)比率的對比見表1。

表1 財務(wù)比率與資產(chǎn)彈性對比表

表1表明，財務(wù)比率和資產(chǎn)彈性這兩種工具的區(qū)別在于：前者是靜態(tài)的財務(wù)比率，如營運成本率、資產(chǎn)收益率和投資風(fēng)險率等平均函數(shù)；而后者是動態(tài)的資產(chǎn)彈性，即邊際函數(shù)與平均函數(shù)的比率，如營運成本點彈性、資產(chǎn)收益點彈性和投資風(fēng)險點彈性。于是本文提出基于這兩種工具指標(biāo)的并購動機假設(shè)（見表2）。

表2 并購動機假設(shè)

三、實證分析

為了驗證表2的系列假設(shè)，本文選取家樂氏并購寶潔旗下的品客薯片案例進行實證分析。2012年2月17日，全球最大的谷類早餐制造商家樂氏（Kellogg）公司宣布將以27億美元現(xiàn)金收購寶潔（Procter &Gamble）公司旗下的品客薯片業(yè)務(wù)。為了分析家樂氏收購品客薯片業(yè)務(wù)和寶潔出售食品業(yè)務(wù)板塊的動機，本文收集了2005～2014年并購雙方的年報數(shù)據(jù)，包括并購凈額（M&A）、總資產(chǎn)（A）、營運成本（C）、凈利潤（R）、市凈率（每股市價／每股凈資產(chǎn)）等，按表1的公式分別計算了營運成本率、資產(chǎn)收益率和投資風(fēng)險率等各項財務(wù)比率數(shù)據(jù)，形成財務(wù)比率面板數(shù)據(jù)（見表3）。

表3 家樂氏和寶潔公司財務(wù)比率面板數(shù)據(jù)表（原始數(shù)據(jù)） 單位：百萬美元（除比率外）

如果直接對這些財務(wù)比率數(shù)據(jù)進行分析，可能會因為時序數(shù)據(jù)存在單位根，有明顯的記憶慣性和波動的持續(xù)性，由此造成誤判。因此，在進行分析之前，首先要進行單位根檢驗。

1.單位根檢驗。為避免非平穩(wěn)時序數(shù)據(jù)導(dǎo)致的偽回歸現(xiàn)象，在對面板數(shù)據(jù)進行回歸分析之前，首先需要進行單位根檢驗。表4是對表3的原始數(shù)據(jù)進行單位根檢驗的結(jié)果。從中可以看出，有些序列平穩(wěn)而有些序列不平穩(wěn)。這意味著不能直接對這些面板數(shù)據(jù)進行格蘭杰因果檢測，還需要對該面板數(shù)據(jù)進行差分對數(shù)處理。接下來對除并購凈額外的各項財務(wù)比率原始數(shù)據(jù)進行差分對數(shù)處理，然后再次進行單位根檢驗（見表5）。表5的檢驗結(jié)果表明，經(jīng)過差分對數(shù)處理后的面板數(shù)據(jù)都能通過單位根檢驗，拒絕零假設(shè)，數(shù)據(jù)平穩(wěn)。

2.回歸分析?；貧w分析的主要任務(wù)是擬合自變量與因變量之間的經(jīng)驗公式，并簡單判斷自變量和因變量之間是正相關(guān)還是負(fù)相關(guān)關(guān)系。擬合完畢之后要進行顯著性檢驗，以判斷回歸分析模型是否恰當(dāng)。一般采用R2（擬合度）、t檢驗（估計參數(shù)的統(tǒng)計顯著性）和F檢驗（回歸方程的統(tǒng)計顯著性）作為檢驗統(tǒng)計指標(biāo)。

表4 家樂氏和寶潔公司面板數(shù)據(jù)（原始數(shù)據(jù)）單位根檢驗表

表5 家樂氏和寶潔公司財務(wù)比率面板數(shù)據(jù)表（差分對數(shù)后）

需要指出的是，回歸分析中自相關(guān)問題不容忽視。一般來說，如果當(dāng)年的并購交易只影響買賣雙方的總資產(chǎn)、營運成本、凈利潤和市凈率及其他相關(guān)指標(biāo)，而對下一年及以后的總資產(chǎn)、營運成本、凈利潤和市凈率及其他相關(guān)指標(biāo)沒有影響，就說明這些指標(biāo)之間在時間序列中不存在自相關(guān)。然而，由于經(jīng)濟運行慣性，在并購交易高潮期，各項經(jīng)濟指標(biāo)大多上升，當(dāng)年的指標(biāo)觀測值會大于往年；反之，在并購交易低潮期則相反，由此造成時間序列連續(xù)的觀測值之間很可能是相關(guān)的。例如，營運成本要受到當(dāng)年和前幾年公司營運成本的影響；市凈率要受到前一時期市凈率水平的制約，等等。另外，回歸模型設(shè)置不當(dāng)而遺漏重要的解釋變量也同樣導(dǎo)致殘差自相關(guān)。自相關(guān)造成的后果是最小二乘法（OLS）失靈，顯著性檢驗失敗，回歸預(yù)測精度降低。

本文采用Durbin-Watson（D.W）法對自相關(guān)進行診斷檢驗。檢驗步驟是：（1）進行OLS回歸并計算殘差；（2）通過Eviews軟件計算出D.W 值；（3）根據(jù)回歸模型的樣本容量及解釋變量個數(shù)，從D.W 表中查1%和5%顯著水平的臨界值。一般來說，D.W 值介于0到4之間，越接近于零，則表明存在正的自相關(guān)；越接近于4，則表明存在負(fù)的自相關(guān)；越接近于2，則說明傾向于無自相關(guān)。當(dāng)然，D.W 只適用于一階自相關(guān)檢驗，而不適用于自回歸方程（即因變量的滯后值作為自變量的方程）。

根據(jù)表1的資產(chǎn)彈性公式，計算資產(chǎn)彈性的第一步是通過回歸分析建立自變量與因變量的函數(shù)關(guān)系，然后計算該函數(shù)的一階導(dǎo)數(shù)。因此，本文運用Eviews8.0軟件對紐約證券交易所官方網(wǎng)站提供的家樂氏和寶潔公司年報數(shù)據(jù)進行了回歸分析，擬合出效用函數(shù)回歸原始方程式（見表6）。

表6 家樂氏和寶潔公司并購效用回歸原始方程式及檢驗表（剔除異常變量前）

表6的顯著性檢驗結(jié)果表明，R2（擬合度）檢驗結(jié)果較為理想，所有回歸方程式擬合度大于0.5；回歸方程的F統(tǒng)計量顯著性檢驗也比較理想，除家樂氏穩(wěn)健動機效用方程式F檢驗伴隨概率Sig稍大于0.05之外，其他伴隨概率都小于0.05；t檢驗表明，除家樂氏公司成本動機效用函數(shù)C=f（A）中的A3項以及寶潔公司盈利動機效用函數(shù)R=f（A）中的A2項和常數(shù)項的t檢驗概率P值較大以外，其余都較??；D.W 值檢驗表明，大多數(shù)方程式D.W 值大多在2上下波動，說明這些方程式傾向于無自相關(guān)，而寶潔盈利動機效用方程式D.W 值偏向于零，說明該方程式傾向于正的自相關(guān)。綜合顯著性檢驗結(jié)果，本文決定將家樂氏公司成本動機效用函數(shù)C=f（A）中的A3項以及寶潔公司盈利動機效用函數(shù)R=f（A）中的A2項和常數(shù)項（即表6中的加粗體部分）剔除出方程式，發(fā)現(xiàn)總體顯著性檢驗結(jié)果比剔除前改善很多（見表7）。

表7 家樂氏和寶潔公司并購效用回歸優(yōu)化方程式及檢驗表（剔除異常變量項后）

3.彈性變量。將并購雙方年報面板數(shù)據(jù)（差分對數(shù)后）代入表7回歸方程式的一階導(dǎo)數(shù)公式，計算得出各時間節(jié)點的方程式一階導(dǎo)數(shù)；然后將年報面板數(shù)據(jù)和一階導(dǎo)數(shù)代入表1的資產(chǎn)彈性公式，計算得出并購雙方資產(chǎn)彈性面板數(shù)據(jù)（見表8，計算過程略，備索）。

4.格蘭杰因果檢驗。經(jīng)過上述計算，本文得到了并購動機分析的兩套不同的變量體系：一是財務(wù)比率變量體系（見表5），對應(yīng)財務(wù)比率并購動機假設(shè)（見表2）；二是資產(chǎn)彈性變量體系（見表8），對應(yīng)資產(chǎn)彈性并購動機假設(shè)（見表2）。接下來，本文分別對財務(wù)比率變量、資產(chǎn)彈性變量與并購交易凈額進行格蘭杰因果關(guān)系檢驗（見表9和表10）。

表8 家樂氏和寶潔公司資產(chǎn)彈性面板數(shù)據(jù)表

表9 財務(wù)比率并購動機格蘭杰因果檢驗報告表

表10 資產(chǎn)彈性并購動機格蘭杰因果檢驗報告表

表9的財務(wù)比率動機假設(shè)檢驗結(jié)果表明，家樂氏和寶潔的并購動機都是盈利動機。其中，家樂氏資產(chǎn)收益率R／A 是該公司發(fā)起并購交易的格蘭杰原因，而寶潔將品客薯片業(yè)務(wù)賣給家樂氏的動機是提高其資產(chǎn)收益率R／A 的格蘭杰原因。但如果由此判斷寶潔出售品客薯片業(yè)務(wù)的動機是為了提高資產(chǎn)收益率，發(fā)現(xiàn)其資產(chǎn)收益率在并購后卻不升反降，如寶潔公司2012年出售品客薯片業(yè)務(wù)后，其資產(chǎn)收益率R／A 從2012年的0.0813下跌到2014年的0.0807（見表3），由此形成了并購悖論。

不同的是，表10的資產(chǎn)彈性動機假設(shè)檢驗結(jié)果表明，投資風(fēng)險率是家樂氏發(fā)起并購的格蘭杰原因。具體來說，從表8可以看出，在2012年之前的2005年、2007和2008年，家樂氏有3次作為買方發(fā)起并購，其投資風(fēng)險點彈性控制在-0.3035至1.5674之間小幅波動；而2009～2011年沒有發(fā)起并購，期間的投資風(fēng)險點彈性一度高達(dá)38.5673。對投資者來說，此時投資于家樂氏，每增加一個單位的總資產(chǎn)，則投資風(fēng)險率就增加大38.5673個單位。在家樂氏2012年并購寶潔旗下的品客薯片業(yè)務(wù)后，其投資風(fēng)險點彈性迅速下降到-2.8325，說明并購后總資產(chǎn)增加一個單位，投資風(fēng)險率則減少2.8325個單位。之后2013年和2014年，家樂氏的投資風(fēng)險點彈性一直在0.3～0.4小幅波動。因此，本文認(rèn)為，家樂氏發(fā)起并購交易是基于做大資產(chǎn)規(guī)模、降低投資風(fēng)險彈性的考慮。表10也說明寶潔進行并購交易是其營運成本點彈性的格蘭杰原因。嚴(yán)格來說，這并不是并購的動機，而是并購的績效。因此不在本文的討論范圍。

5.協(xié)整檢驗。在確定自變量和因變量具有格蘭杰因果關(guān)系后，還要進行協(xié)整檢驗確認(rèn)兩者之間的格蘭杰因果關(guān)系是否具有長期穩(wěn)定的協(xié)整均衡關(guān)系可能。由于現(xiàn)實經(jīng)濟中的面板數(shù)據(jù)通常是非平穩(wěn)的，本文可以對其進行對數(shù)差分，使其平穩(wěn)，但由此本文就會失去總量的長期信息，而這些信息對分析問題來說很重要，因此需要用協(xié)整檢驗來判斷兩個變量之間的長期均衡關(guān)系是否存在。如果不存在協(xié)整關(guān)系，只能說明格蘭杰因果關(guān)系是一個偶然的事件。具體來說，一般采用EG（Engle-Granger）兩步法進行協(xié)整檢驗，即第一步進行回歸，第二步進行殘差項時間序列進行增廣迪克-富勒（Augmented Dickey-Fuller，ADF）檢驗。如果殘差項平穩(wěn)，則說明兩個變量之間存在協(xié)整關(guān)系，否則，就不存在。

表10的格蘭杰因果關(guān)系檢驗，證實了家樂氏投資風(fēng)險彈性ε（PB／A）是并購交易的格蘭杰原因。為了檢驗家樂氏的投資風(fēng)險彈性ε（PB／A）和并購交易之間是否具有長期均衡關(guān)系，本文通過Eviews軟件計算其殘差項時間序列，然后進行ADF檢驗（見表11）。

表11 家樂氏投資風(fēng)險彈性并購動機殘差項時間序列ADF檢驗表

表11的ADF檢驗結(jié)果表明，家樂氏投資風(fēng)險彈性并購動機的殘差項拒絕零假設(shè)，即沒有單位根，殘差項時間序列為平穩(wěn)數(shù)據(jù)，說明投資風(fēng)險彈性與并購交易額存在協(xié)整關(guān)系，也說明投資風(fēng)險彈性與并購交易不僅為格蘭杰因果關(guān)系，而且這種關(guān)系是長期均衡的協(xié)整關(guān)系。就資產(chǎn)彈性并購動機假設(shè)而言，家樂氏2010年投資風(fēng)險彈性的飆升，意味著公司總資產(chǎn)每增加一個單位，就會引致市凈率的大幅增長，投資風(fēng)險隨之加大。這就迫使公司董事會、管理層與機構(gòu)投資者發(fā)起并購，一方面擴大資產(chǎn)規(guī)模，另一方面降低市凈率，降低投資風(fēng)險彈性，提高投資的穩(wěn)健程度。

四、討論

在實際分析中，直接將營運成本率、資產(chǎn)收益率和投資風(fēng)險率作為變量指標(biāo)，并將其與并購交易額進行因果分析，會出現(xiàn)由于上述指標(biāo)數(shù)據(jù)的趨勢慣性造成的虛假回歸和虛假關(guān)聯(lián)現(xiàn)象。以并購前后的資產(chǎn)收益率=凈利潤／總資產(chǎn)的公式為例，傳統(tǒng)的觀點認(rèn)為，該比率越大，說明并購后每單位資產(chǎn)創(chuàng)造的凈利潤越高，也說明并購后的企業(yè)在節(jié)約交易成本和增加收入等方面取得很好的效果。衡量并購績效的指標(biāo)之一就是計算并購前后資產(chǎn)收益率的高低，如果并購后的資產(chǎn)收益率高于并購前，則并購是成功的，否則就是失敗的。本文認(rèn)為，這是一種典型的靜態(tài)馬歇爾局部均衡決策模型。該模型有三個前提條件：一是假定單個并購交易是競爭性的、有效率的，即賣方和買方都很多，供需充足，因此交易價格不受決策者操縱，且上期的交易與下期的交易是完全獨立、沒有關(guān)聯(lián)的；二是假定并購交易的生產(chǎn)要素產(chǎn)權(quán)邊界清晰；三是股東的剩余權(quán)益受法律保護。

然而，并購悖論現(xiàn)象的存在說明這三個前提條件很難同時具備。一是信息不對稱。單個并購交易市場由于供求不平衡或信息不對稱，交易價格易被操縱，可能會出現(xiàn)“奇貨可居、有價無市”的現(xiàn)象。二是產(chǎn)權(quán)邊界難以準(zhǔn)確界定。汪海粟曾討論有形資產(chǎn)無形化問題［7］。他發(fā)現(xiàn)，企業(yè)一方面持續(xù)地消耗有形資產(chǎn)，借以形成無形資產(chǎn)；另一方面出現(xiàn)了無形資產(chǎn)創(chuàng)造的價值超過有形資產(chǎn)創(chuàng)造的價值現(xiàn)象。這些發(fā)現(xiàn)說明，由于無形資產(chǎn)的前期投入成本無法完全準(zhǔn)確計量，造成了無形資產(chǎn)成本投入少而回報大的假象。特別是除了一般的有形生產(chǎn)要素（如資本、勞動力、土地）和可辨認(rèn)的無形資產(chǎn)（包括專利權(quán)、專有技術(shù)、商標(biāo)權(quán)、著作權(quán)、土地使用權(quán)、特許權(quán)等）外，那些產(chǎn)權(quán)不清晰、無法準(zhǔn)確計量的無形生產(chǎn)要素，如企業(yè)家精神、異質(zhì)性勞動力、注意力經(jīng)濟、網(wǎng)絡(luò)效應(yīng)、社會資本、治理模式、商業(yè)模式、客戶資源、品牌形象等［8］，則很難被計量進入并購效用函數(shù)，造成生產(chǎn)要素產(chǎn)權(quán)不清晰，自變量和因變量數(shù)據(jù)失真，直接導(dǎo)致并購動機與績效相悖。三是“內(nèi)部人”問題導(dǎo)致股東的剩余權(quán)益被侵占?？毓晒蓶|（董事會）和管理層形成的利益集團（即“內(nèi)部人”問題），使得股東（員工）私人剩余權(quán)益被侵占的現(xiàn)象比比皆是。例如，標(biāo)準(zhǔn)普爾（S&P）500家公司市凈率的均值從1980年的1上升到2000年的6，表明每6美元的公司市場價值只有1美元在資產(chǎn)負(fù)債表中得到了反映，余下的5美元自創(chuàng)商譽被即期費用化，沒有計入無形資產(chǎn)目錄，上市公司的資產(chǎn)信息沒有得到完全披露［9］（P8）。也就是說，5美元的自創(chuàng)商譽理應(yīng)歸屬于全體股東和利益相關(guān)者，但由于產(chǎn)權(quán)界線模糊而被公司的實際控制者所占有，成為Grossman和Hart所提出的“控制權(quán)收益”（benefits of control）［10］。

上述分析說明，并購悖論的產(chǎn)生原因有多種可能。只有厘清并購動機與績效的因果邏輯關(guān)系，才可能找到解析并購悖論的關(guān)鍵。因此，本文在表1引入不同時間節(jié)點的點彈性變量，嘗試建立一個動態(tài)的局部均衡決策新模型。新模型容忍并購交易被公司治理結(jié)構(gòu)中的“內(nèi)部人”所操縱、信息不對稱和產(chǎn)權(quán)邊界不清晰等不良及非理性的因素進入模型，建立有別于結(jié)構(gòu)性經(jīng)典計量模型的非結(jié)構(gòu)性新模型，并且動態(tài)識別變量之間的因果關(guān)系，由此剔除與自變量沒有因果關(guān)系的變量，由此加強了新模型的實踐性和解釋力。

五、小結(jié)

財務(wù)比率變量是現(xiàn)行會計法的并購交易分析指標(biāo)，但現(xiàn)實中由于信息失衡致使交易價格容易被操縱，生產(chǎn)要素產(chǎn)權(quán)邊界模糊引發(fā)數(shù)據(jù)失真，以及“內(nèi)部人”侵占股東剩余權(quán)益等問題的存在，使得財務(wù)比率變量指標(biāo)的作用大打折扣。本文通過對家樂氏并購寶潔旗下品客薯片業(yè)務(wù)案例的實證分析發(fā)現(xiàn)，對財務(wù)比率變量指標(biāo)進行的并購動機格蘭杰因果檢測，雖然表明資產(chǎn)收益率是并購交易的格蘭杰原因，但卻發(fā)現(xiàn)并購后雙方的資產(chǎn)收益率不升反降，直接導(dǎo)致并購動機與績效相悖，即并購悖論客觀存在。該現(xiàn)象說明，在分析并購動機和績效的過程中，并購交易價格是資產(chǎn)的現(xiàn)行市價對賬面價值的否定，此時各項財務(wù)指標(biāo)因為并購交易的發(fā)生，實現(xiàn)了從量變到質(zhì)變的轉(zhuǎn)換。這種質(zhì)變轉(zhuǎn)換通過現(xiàn)行財務(wù)比率分析是難以反映的，而通過資產(chǎn)彈性大小的計算以及正負(fù)符號的轉(zhuǎn)變，則可以清晰地辨別。

本文在財務(wù)比率的基礎(chǔ)上引進不同時間節(jié)點財務(wù)比率點彈性的概念，將財務(wù)比率平均函數(shù)模型轉(zhuǎn)變?yōu)檫呺H函數(shù)對平均函數(shù)的比率模型。由于新模型主要計算并購后企業(yè)總資產(chǎn)增加（或減少）一個單位，使得營運成本、凈利潤、市凈率等財務(wù)指標(biāo)發(fā)生相應(yīng)變化的幅度，因此將其統(tǒng)稱為“資產(chǎn)彈性模型”。針對上述信息不對稱、產(chǎn)權(quán)不清晰、數(shù)據(jù)失真等問題，本文建立了資產(chǎn)彈性分析框架；對數(shù)據(jù)進行單位根檢驗，平穩(wěn)化處理，以避免“偽回歸”現(xiàn)象；在綜合分析回歸分析的顯著性檢驗結(jié)果，剔除對自變量貢獻(xiàn)不大的變量項，加強模型的解釋力。通過資產(chǎn)彈性變量的格蘭杰因果檢測，發(fā)現(xiàn)家樂氏發(fā)起并購的動機是為了擴大資產(chǎn)規(guī)模，降低市凈率，以減小投資風(fēng)險彈性，提高投資的穩(wěn)健程度。協(xié)整分析檢驗證實了家樂氏的投資風(fēng)險點彈性與并購交易的因果關(guān)系具有長期均衡關(guān)系。

本文認(rèn)為現(xiàn)代公司治理中不同主體利益訴求的層次性和差異性導(dǎo)致了信息不對稱、要素產(chǎn)權(quán)界限模糊、“內(nèi)部人”操縱交易等問題，財務(wù)比率指標(biāo)僅僅反映了公司治理層次性和差異性的表象，而資產(chǎn)彈性指標(biāo)卻通過邊際函數(shù)對平均函數(shù)的比率模型，去偽存真，去粗取精，篩選出并購交易的關(guān)鍵真實信息，由此在統(tǒng)一的分析框架下將并購動機和并購績效評估有效對接，有效地解釋了家樂氏并購品客薯片案例中的并購悖論。但資產(chǎn)彈性工具能否應(yīng)用到其他并購案例中并能解釋并購悖論，則有待更多的案例實證分析來檢驗。

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