我國(guó)制造業(yè)并購中目標(biāo)公司的 盈余管理與并購績(jī)效

□趙 息 宮 旭

[天津大學(xué) 天津 300072]

一、文獻(xiàn)綜述

在國(guó)外研究方面，Easterwood以1995～1998年被收購的110家企業(yè)為樣本，發(fā)現(xiàn)樣本在收購行為產(chǎn)生前存在調(diào)高利潤(rùn)的盈余管理行為，而在收購后很少進(jìn)行盈余管理[1]；Erickson和Wang認(rèn)為，進(jìn)行企業(yè)并購時(shí)，從目標(biāo)公司得到的利益，會(huì)受主并公司本身的價(jià)值所影響，因此認(rèn)為主并公司有盈余管理的動(dòng)機(jī)，即在合并前會(huì)進(jìn)行的盈余管理，且與并購計(jì)劃的交易規(guī)模呈現(xiàn)顯著正相關(guān)，而作為并購的另一方的目標(biāo)公司也會(huì)進(jìn)行一定的盈余管理[2]。

而在國(guó)內(nèi)研究方面，馮根福、吳江林認(rèn)為上市公司的經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)?cè)诳刂茩?quán)轉(zhuǎn)移后的當(dāng)年業(yè)績(jī)明顯得到改善，上市公司并購績(jī)效從整體上有一個(gè)先升后降的過程[3]；何燎原、王平心發(fā)現(xiàn)公司在發(fā)生控制權(quán)轉(zhuǎn)移的當(dāng)年及前一年操控性應(yīng)計(jì)利潤(rùn)額的平均值顯著地異于零，表明在這兩年存在明顯的盈余管理行為[4]；李善民、朱滔使用多項(xiàng)財(cái)務(wù)指標(biāo)因子分析方式，從財(cái)務(wù)角度研究收購公司和目標(biāo)公司的配對(duì)組合特征與并購績(jī)效之間的關(guān)系，并由此來推斷并購后收購公司和目標(biāo)公司績(jī)效改善可能的來源[5]。

從目前的研究來看，對(duì)于企業(yè)并購中的盈余管理行為主要還是從主并公司角度研究且沒有關(guān)注其與績(jī)效評(píng)估的相關(guān)性。本文的研究意義在于，不再使用并購中目標(biāo)公司視角，而從目標(biāo)公司角度，以2011年內(nèi)發(fā)生控股并購的制造企業(yè)為研究對(duì)象，選取了公司2010～2012年的財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)，結(jié)合盈余管理模型，采用了財(cái)務(wù)指標(biāo)對(duì)并購績(jī)效進(jìn)行了評(píng)估，從而對(duì)其在并購前一年，并購當(dāng)年和并購后一年的盈余管理行為的變化及其對(duì)績(jī)效的影響給予實(shí)證和理論上的解釋。

二、模型構(gòu)建

（一）盈余管理模型

盈余管理就是企業(yè)管理當(dāng)局在遵循會(huì)計(jì)準(zhǔn)則的基礎(chǔ)上，通過對(duì)企業(yè)對(duì)外報(bào)告的會(huì)計(jì)收益信息進(jìn)行控制或調(diào)整，以達(dá)到主體自身利益最大化的行為。目前研究盈余管理行為所用的計(jì)量模型多為基于Jones模型發(fā)展而來。通過計(jì)算操控性應(yīng)計(jì)數(shù)字DA，判斷公司的采取的盈余管理行為的方向和程度。

在Jones模型中，會(huì)計(jì)盈余數(shù)字的總體應(yīng)計(jì)部分，主要受到銷售收入和固定資產(chǎn)的影響，具體計(jì)算公式如下：

其中：TAit為i公司在第t年總應(yīng)計(jì)數(shù)字，采用公司第t年的營(yíng)業(yè)利潤(rùn)和經(jīng)營(yíng)活動(dòng)現(xiàn)金流量之差；ASTit-1為i公司在第t年的總資產(chǎn)；ΔREVit為i公司在第t年銷售收入的變動(dòng)額；PPEit為i公司在第t年固定資產(chǎn)原值。

而在本文中，采用的是修正的Jones模型，其是在公式（1）的基礎(chǔ)上，在操縱性應(yīng)計(jì)數(shù)字計(jì)算過程中還要考慮應(yīng)收賬款的變化，因此，首先需要對(duì)公式（1）進(jìn)行OLS回歸方法，估計(jì)系數(shù)β0、β1、β2、β3，然后再代入改進(jìn)的Jones模型中，計(jì)算出公司的非操控性應(yīng)計(jì)數(shù)字。改進(jìn)的Jones模型如下：

其中：NDAit為i公司在第t年非操控性應(yīng)計(jì)數(shù)字；ΔRECit為i公司在第t年應(yīng)收賬款的變動(dòng)額；其他指標(biāo)和公式（1）相同。

最后，根據(jù)總體應(yīng)計(jì)數(shù)字和非操控性應(yīng)計(jì)數(shù)字計(jì)算操控性應(yīng)計(jì)數(shù)字。

（二）并購績(jī)效

對(duì)于并購績(jī)效的衡量，主要有基于股票市場(chǎng)的事件研究法和基于財(cái)務(wù)業(yè)績(jī)的財(cái)務(wù)研究法兩種。但由于事件研究法基于資本市場(chǎng)，對(duì)資本市場(chǎng)的有效性依賴度較高，而我國(guó)股票市場(chǎng)起步較晚，發(fā)展還不完善，因此，在對(duì)并購績(jī)效的評(píng)價(jià)研究中主要采用財(cái)務(wù)研究法。邢天才，賀銦璇運(yùn)用采用財(cái)務(wù)研究法評(píng)價(jià)收購公司的并購績(jī)效，構(gòu)建了一個(gè)基于上市公司公開披露財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)的指標(biāo)體系，并運(yùn)用因子分析法對(duì)指標(biāo)體系萃取公共因子，計(jì)算績(jī)效評(píng)分[6]。本文在此基礎(chǔ)上對(duì)該方法加以改進(jìn)，對(duì)相關(guān)財(cái)務(wù)指標(biāo)進(jìn)行篩選，選用多個(gè)更有代表性的財(cái)務(wù)指標(biāo)，運(yùn)用主成分分析構(gòu)造綜合得分模型，通過對(duì)比分析綜合得分的變化情況得出相關(guān)結(jié)論。選取的樣本是29家在2011年發(fā)生被并購的制造業(yè)上市公司2010～2012年的財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)。

1．變量選取

首先選取的財(cái)務(wù)指標(biāo)有9個(gè)具體變量

表1 財(cái)務(wù)變量選取一覽表

變量選取如表1所示，但是使用9個(gè)財(cái)務(wù)變量會(huì)使模型太過復(fù)雜與混亂，而且每個(gè)財(cái)務(wù)變量的代表性不強(qiáng)，因此需要通過主成分分析用財(cái)務(wù)指標(biāo)代替財(cái)務(wù)變量，從而減少變量數(shù)量，增加每個(gè)指標(biāo)的綜合性并得到指標(biāo)的綜合得分公式。

2．指標(biāo)得分

在選擇指標(biāo)時(shí)，本文以特征值大于1且累計(jì)貢獻(xiàn)率大于70%的因子作為指標(biāo)，采用方差最大正交旋轉(zhuǎn)（Varimax）方法，進(jìn)行因子旋轉(zhuǎn)，以確定指標(biāo)的個(gè)數(shù)。經(jīng)計(jì)算，其結(jié)果如表2所示。

表2 財(cái)務(wù)指標(biāo)主成分分析表

通過上表可以看出，提取的主特征值大于1的為3個(gè)，且累計(jì)的比例為0.733大于0.7，說明3個(gè)財(cái)務(wù)指標(biāo)可以充分涵蓋9個(gè)財(cái)務(wù)變量。因此，9個(gè)財(cái)務(wù)變量（x1,…,x9）可以用3個(gè)財(cái)務(wù)指標(biāo)（F1,F2,F3）來度量。而兩者具體表達(dá)關(guān)系式可通過主成分矩陣得到。

表3 財(cái)務(wù)指標(biāo)主成分矩陣

（續(xù)表）

通過矩陣可以得到具體的3個(gè)財(cái)務(wù)指標(biāo)和9個(gè)財(cái)務(wù)變量之間的關(guān)系：

通過各財(cái)務(wù)指標(biāo)（F1,F2,F3）和9個(gè)財(cái)務(wù)變量（x1,…,x9）之間的表達(dá)式的系數(shù)可以推斷出，F(xiàn)1代表的是公司的盈利性，F(xiàn)2代表的是公司的發(fā)展性，F(xiàn)3代表的是公司的流動(dòng)性。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）提出假設(shè)

假設(shè)1：在并購發(fā)生的前一年，當(dāng)年，后一年這三年中，目標(biāo)公司的盈余管理行為存在著顯著不同的變化。

在之前的研究中，李雙杰，尹遜雅在對(duì)于鋼鐵行業(yè)的研究中發(fā)現(xiàn)，主并公司會(huì)在并購當(dāng)年有一個(gè)較為明顯的向上調(diào)整會(huì)計(jì)盈余的行為，而在并購后則會(huì)恢復(fù)正常[7]。而目標(biāo)公司與主并公司所處環(huán)境以及所要達(dá)成目標(biāo)并不相同，他們是否也會(huì)進(jìn)行會(huì)計(jì)盈余管理，以及會(huì)計(jì)盈余管理的方向是否會(huì)與主并公司不同。而這些盈余管理行為變化與并購績(jī)效的變化是否具有相關(guān)性，基于此，引出假設(shè)2。

假設(shè)2：盈余管理行與并購的績(jī)效評(píng)價(jià)有很強(qiáng)的相關(guān)性，且成正相關(guān)。并購可能并未帶來真正的績(jī)效改善。

盈余管理行為通常會(huì)影響公司的多個(gè)財(cái)務(wù)指標(biāo)，而這些指標(biāo)也會(huì)對(duì)于評(píng)價(jià)公司的并購績(jī)效有很大影響，從而會(huì)干擾對(duì)真正的并購績(jī)效評(píng)價(jià)。

（二）樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文選取的數(shù)據(jù)來自CCER數(shù)據(jù)庫，結(jié)合相關(guān)并購企業(yè)2011年的年報(bào)，選取了2010～2012年相關(guān)制造業(yè)上市公司財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)。采用SPSS18.0和Excel對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行篩選和處理。通過查看《中國(guó)企業(yè)并購年鑒》，發(fā)現(xiàn)在2011年共有29家制造業(yè)上市企業(yè)被收購，按照證監(jiān)會(huì)2001年頒布的《上市公司行業(yè)分類指引》，較為平均地分布在制造業(yè)的8個(gè)二級(jí)分類中。

表4 樣本公司分布表

四、描述性統(tǒng)計(jì)與實(shí)證分析

（一）可操控應(yīng)計(jì)數(shù)的實(shí)證

對(duì)Jones模型進(jìn)行OLS回歸，模型中調(diào)整R2為0.813，F(xiàn)值為62.234，在1%的水平上顯著，說明該模型回歸效果較為理想。然后可以利用模型得出β0、β1、β2、β3的數(shù)值，如表6所示。

表5 Jones模型中變量描述統(tǒng)計(jì)結(jié)果

表6 Jones模型系數(shù)

由上表可見，各個(gè)系數(shù)都通過了t檢驗(yàn)，且不存在明顯的共線性。由此得到各系數(shù)的值，然后代回到公式（2）之中，得到NDAit的值，再將NDAit代到公式（3）中，可以得到操控性應(yīng)計(jì)數(shù)字DAit，在2010～2012年DAit的平均值分別為-0.049，0.073，0.040?？梢?，可操控應(yīng)計(jì)數(shù)有一個(gè)先上升再下降的過程，在發(fā)生并購當(dāng)年會(huì)有一個(gè)非常明顯的向上調(diào)整的盈余管理行為，而在前一年則會(huì)有一定的有意調(diào)減，假設(shè)1成立。

（二）可操控應(yīng)計(jì)數(shù)與并購績(jī)效的實(shí)證

將29家并購企業(yè)樣本相關(guān)財(cái)務(wù)指標(biāo)代入公式（4）中，就可以得到盈利性、發(fā)展性和流動(dòng)性這三方面的綜合得分。將這三方面得分F1,F2,F3和DA分別匯總，取其均值，可以得到下面的表。

結(jié)合上表，可以看出，在發(fā)生并購的2011年，目標(biāo)公司的流動(dòng)性，發(fā)展性，盈利性都是這三年中最好的，而盈余管理行為向上且操控性應(yīng)計(jì)數(shù)字是最大的，而在發(fā)生并購的前一年，其盈余行為向下且操控性應(yīng)計(jì)數(shù)字最小，而流動(dòng)性，發(fā)展性，盈利性也是三年中最差的?？梢?，F(xiàn)1,F2,F3與DA的變化趨勢(shì)有一個(gè)顯著正相關(guān)的關(guān)系，為了得到確切的結(jié)果，再對(duì)操控性應(yīng)計(jì)數(shù)和并購績(jī)效相關(guān)的財(cái)務(wù)指標(biāo)進(jìn)行回歸分析。

表7 F1,F2,F3 與DA 變化趨勢(shì)表

建立多元回歸模型：

對(duì)上述模型進(jìn)行回歸，得到模型的調(diào)整R2為0.646，F(xiàn)值為47.484，在1%的水平上顯著，可見模型擬合度較好，由此可知DA與F1,F2,F3有較強(qiáng)的相關(guān)性。

表8 DA 與 F1,F2,F3 的具體相關(guān)性分析

由上表，可知各個(gè)系數(shù)在一定水平上都是顯著的，由系數(shù)的正負(fù)，可知DA與F1,F2,F3都是相同趨勢(shì)變化。由上面實(shí)證中的分析，可知是和盈余管理行為是同方向變動(dòng)的，因此假設(shè)2成立。

五、實(shí)證結(jié)果分析

對(duì)于假設(shè)1，并購中的目標(biāo)公司多為業(yè)績(jī)不佳的企業(yè)，很多企業(yè)都是ST或者*ST類的上市公司，為了避免不會(huì)被強(qiáng)制退市，應(yīng)該會(huì)有一定向上調(diào)整會(huì)計(jì)盈余的動(dòng)機(jī)，但在并購前一年卻有意向下調(diào)整。Charles曾對(duì)《財(cái)富》100強(qiáng)企業(yè)做過相關(guān)的調(diào)查研究，很多公司會(huì)在低收益的某一年中酌情進(jìn)一步減少當(dāng)期的收益，即采用向下的盈余管理行為，進(jìn)一步調(diào)減公司業(yè)績(jī)，為第二年更好的業(yè)績(jī)營(yíng)造較大的向上盈余管理行為空間[8]。因此，在并購中目標(biāo)公司之所以會(huì)有此反常的行為，主要也是為了囤積一定的盈余管理空間，以能夠在并購當(dāng)年凸顯公司有良好的績(jī)效改善。從而不僅能夠增加主并公司收購目標(biāo)公司所獲得的并購收益，使其確認(rèn)控股并購決策的正確性，更能夠增加目標(biāo)公司的價(jià)值，減少公司被拋售或再次被并購的可能性，使公司的財(cái)務(wù)穩(wěn)健性得以改善。然而在并購的后一年，由于目標(biāo)公司所受外界壓力較小且不需要滿足其他特定企業(yè)的要求，目標(biāo)公司采用幅度較小的向上盈余管理行為。

對(duì)于假設(shè)2，從目標(biāo)公司角度，在衡量并購績(jī)效中，無論是盈利性，流動(dòng)性還是發(fā)展性，都是在并購前一年處于比較低的水平，而在并購當(dāng)年這三方面都有很大幅度的提升。而這個(gè)大幅度提升，并不是持久的，因?yàn)榈搅瞬①彽暮笠荒辏嚓P(guān)指標(biāo)都會(huì)有一次大幅度下降，雖然比并購前有所改善，但卻不能一直保持并購當(dāng)年的水準(zhǔn)，沒能持續(xù)保持良好的并購績(jī)效。而從主并公司角度來看，張新采用事件研究法和會(huì)計(jì)研究法，對(duì)我國(guó)上市公司的并購重組進(jìn)行研究發(fā)現(xiàn)，并購重組雖會(huì)增加公司股票溢價(jià)，但對(duì)主并公司的績(jī)效卻產(chǎn)生了負(fù)面影響[9]。這表明并購也未必會(huì)給主并公司帶來期望的績(jī)效改善。而且，由上面實(shí)證分析可知，并購績(jī)效與盈余管理行為是同方向變動(dòng)且兩者具有很強(qiáng)的相關(guān)性。這表明，并購中目標(biāo)公司并購績(jī)效的改善可能并非真正意味著目標(biāo)公司的業(yè)績(jī)有了很大的提升，而很有可能是受目標(biāo)企業(yè)自身盈余管理行為的影響。因此，盈余管理行為與并購績(jī)效的正相關(guān)性，并購可能并未給企業(yè)帶來真正的績(jī)效改善。

六、結(jié)論

本文以2011年發(fā)生被并購的目標(biāo)企業(yè)為樣本，運(yùn)用Jones模型，分析了在控股并購中的目標(biāo)公司會(huì)對(duì)企業(yè)進(jìn)行顯著不同的盈余管理行為，再通過因子得分模型，評(píng)價(jià)了這些盈余管理行為對(duì)績(jī)效的影響。得出了相關(guān)結(jié)論：在并購發(fā)生前一年，當(dāng)年，后一年的三年中，目標(biāo)公司的盈余管理行為存在著顯著不同的變化；盈余管理行與并購的績(jī)效評(píng)價(jià)有很強(qiáng)的相關(guān)性，且成正相關(guān)，并購可能并未帶來真正的績(jī)效改善。本文從另一個(gè)角度看待并購，關(guān)注了并購中經(jīng)常被忽視的目標(biāo)公司績(jī)效變化，對(duì)于完善評(píng)價(jià)并購所帶來的績(jī)效具有一定的理論價(jià)值。

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