终极所有权结构（精选3篇）
终极所有权结构 篇1
一、引言
自20世纪从90年代以后, 通过追溯控制链来鉴别终极所有者已经成为被广泛使用的方法。研究者视所有权结构为多维变量, 既考查了终极所有权结构的集中度, 又考察了终极所有者的身份, 并且还度量了终极所有权与控制权的偏离度。
La Porta, et al (1998) 认为公司价值随控制性股东现金流权的提高而提高。Claessens、Djankov和Lang (2000) 调查了东亚国家终极所有权与控制权分离的情况, 他们发现公司价值随现金流权的提高而提高, 随控制权的提高而下降。Lins和Servaes (2002) 检验了7个新兴市场的上市公司, 发现当管理者持有的投票权充分超过了他的现金流权时, 公司价值下降。在西欧、东欧的转轨经济国家和亚洲的新兴市场国家, 国家仍持有上市公司的较大份额, 现有的金融方面的文献普遍认为私有企业比国有企业的业绩更好 (Megginson、Nash和Van Randenborgh, 1994;Boubkari和Cosset, 1988;Claessens和Djankov, 1999;Shleifer, 1998;Dewenter和Malatesta, 2001;La Porta, Lopez-de-Silanes和Shleifer, 2002) 。Chernykh (2005, 2008) 研究了经过多阶段私有化进程的俄罗斯的上市公司, 发现国家仍为最重要的终极控制者, 当国家与私人投资者对上市公司共同控制时, 会提高公司的绩效水平。
在国内, 刘芍佳、孙霈、刘乃全 (2003) 以2001年1, 160家上市公司的调查数据为样本, 首次在国内运用终极产权替代直接股权, 证实上市公司的股权结构与公司绩效具有相关性。随后, 苏启林和朱文 (2003) 、夏立军和方轶强 (2005) 、胡一帆等 (2006) 、曹廷求等 (2007) 、毛世平和吴敬学 (2008) 、王鹏 (2008) 、甄红线和史永东 (2008) 等分别从治理环境、家族控制、所有者性质、金字塔结构以及投资者保护等角度研究终极控制权与公司绩效的关系, 研究发现上市公司的终极控制权与公司绩效呈正向线性、U型关系、倒U型关系等不同结论。对于大股东的性质与公司绩效之间的关系, 现有的研究也得出了不同的结论 (陈小悦和徐晓东, 2001;Sun and Tong, 2003;Weiet al., 2005) 。
二、研究假设
中国上市公司的治理机制相对薄弱, 终极所有者的监控成为一种次优的选择, 从这个层面讲, 当终极所有者的控制权集中度增加时, 终极所有者则更有动力对管理层进行监督, 因而在一定程度上缓解外部股东与管理层的代理问题, 从而有利于改进公司绩效水平。尤其处在转轨经济中的中国上市公司, 外部监管环境和制度较弱的情况下, 虽然控制权集中度的提高可能导致对中小股东利益的侵害, 但是终极控股股东的监管成为缓解代理问题的重要力量, 故我们假设终极控制权的集中度与公司绩效之间有显著的正向线性关系。
三、实证研究设计
(一) 计算方法。本文参考了La Porta et al. (1999) 和Claessens, Djankov, Lang (2000) 所提出的计算方法, 用终极现金流权来度量终极所有权, 即终极所有者通过全部控制链累积持有的上市公司的所有权权益比例, 其中终极所有者在每条链上对目标公司的所有权权益比例等于该条控制链上各层股东持股比例的乘积;我们以终极所有者的总投票权来度量终极控制权, 即终极控制权 (总投票权) 等于所有控制链上最弱的投票权相加之和。
1、终极所有权的计算 (即总现金流的计算) 。总现金流权是直接和间接现金流权之和, 计算公式如下:
其中:CF为总现金流权, 用之来度量终极所有权;n为控制链条的数量;m为某一控制链条中层级的个数;Ikt为第k条控制链上第t个层级的持股比例。
注:因变量为账面价值和市场价值下的公司绩效指标, 变量的定义见表2。***, **, *分别表示在1%, 5%和10%的显著性水平下显著, 括号中的数值为t统计量。
2、终极控制权的计算 (即总投票权的计算) 。总投票权是直接和间接投票权之和, 计算公式如下:
其中:V为总投票权, 其他符号的定义同公式 (1) 。
3、终极所有权与终极控制权的偏离度即为CF/V。
(二) 样本选择与数据来源。本文研究所选取的样本为2006~2008年三个公司年度在上海和深圳证券交易所上市的公司数据。2006年、2007年、2008年我国上市公司数量分别为1, 421家、1, 530家、1, 604家, 故共有4, 555个公司的年度数据。其中有74个上市公司的终极所有权数据无法取得, 有215个上市公司的公司绩效数据缺失, 将上述所有的公司绩效数据进行极端值处理时, 有331个数据属于极端值, 因此这些都从样本中剔除, 最终得到3, 935个公司的年度数据。
四、计量结果与分析
根据上文的研究假设, 公司绩效水平对终极控制权的集中度和一系列控制变量的回归开始, 具体模型为:
其中:Performance是公司绩效指标的代理变量;Ulticon是终极所有者的总投票权比例;Con50是虚拟变量:当终极所有者的投票权超过50%时取1, 否则取0;Log Size是以百万元人民币计价的公司总资产的自然对数;E/TA是公司的股东权益比; (E/TA) 2是公司股东权益比的二次项;Energy、Metal、Inf、Trans、Manu是行业控制变量, Y2007、Y2008是公司年度控制变量。模型1的回归结果见表1。 (表1)
从下表的回归结果可以看到, 终极控制权的系数在6个公司绩效指标下是显著为正的 (在1%的显著性水平下) , 说明终极控制权与公司绩效指标是呈正向线性关系的。
终极控制权的集中度与公司绩效之间呈现显著的正线性关系。这一结论说明, 在我国目前立法与制度建设都很弱, 投资者不能得到充分保护的治理环境下, 不论终极控制人是国家还是私人, 终极控制权的集中能够提高上市公司的绩效水平。由于中国上市公司的市场治理机制比较薄弱, 终极所有者的监控成为了一种较好的选择, 故终极控制权的集中度的增加有利于改进公司绩效, 因为终极所有者既有能力也有动力监控公司的管理层 (Shleifer and Vishny, 1997) , 因而在一定程度上缓解外部股东与管理层的代理问题。这一结果也解释了我国上市公司一股独大的现象。此结论也充分说明在市场治理机制处于薄弱阶段时终极控制人所发挥的监控作用尤为重要。因此, 在中国目前的公司治理体系的框架中, 应注意发挥终极控制人的积极作用。
摘要：本文基于La Porta, et al. (1999) 提出的追溯控制链方法追溯上市公司的控制链, 研究中国上市公司终极所有权结构与公司绩效的关系。研究结论显示, 终极控制权集中度与公司绩效之间呈显著的正线性关系。
关键词：公司治理,终极所有权,终极控制权,偏离度,公司绩效
终极所有权结构 篇2
2002年, 我国规定上市公司须披露实际控制人情况。2004年起, 基本上所有公司年报中都披露了实际控制人, 终极所有权结构开始引起重视。刘芍佳等 (2003) 以2001年中国上市公司的数据为样本, 结果显示:中国84%的上市公司由政府最终控制, 而非政府控制的比例仅为16%。甄红线等 (2008) 以2006年上市公司为样本, 发现公司现金流比例平均为32.6%, 控制权比例平均为39.6%。沈艺峰等 (2008) 以沪深A股市场2002年的数据为样本, 发现我国上市公司终极控股股东控制权与现金流权之比达到了1.23。总体上说, 股权高度集中, 终极控股股东大多为国有性质, 且终极控制权和现金流权分离程度大, 构成了我国上市公司终极所有权结构的鲜明特征。
一方面, 我国上市公司持有较多的现金资产;另一方面, 我国上市公司终极控制人多为国有性质, 且控制权和现金流权的分离较其他国家来说, 程度较大。这种特殊的终极所有权结构是否造成了上市公司较高的现金水平?目前, 较少有从终极所有权结构角度来研究。
2 理论分析与研究假设
现金持有问题的相关理论, 最早可以追溯到凯恩斯 (1936) 提出的货币需求理论, 但当时没有引起太多重视。20世纪50年代以后, 现金持有问题开始受到关注, 相关研究主要围绕是否存在最优现金水平, 形成了交易成本模型和权衡理论。20世纪80年代融资优序理论和自由现金流量理论问世, 有关公司现金持有的影响因素、经济后果等实证研究快速发展, 出现了大量研究成果。
国内研究则是近几年受到学者关注, 主要从财务特征和公司治理方面分析影响上市公司现金持有的因素。我国上市公司股权比较集中, “一股独大”现象普遍存在。在终极所有权理论下, 终极控股股东能以较少的现金流权控制着上市公司很大部分资源, 这种超额控制为终极控股股东通过各种地下通道从上市公司转移资产和利润提供了便利, 可能成为上市公司终极控股股东侵占中小股东权益、攫取控制权私利的激励因素。而直接占用现金资源是一种比较普遍的侵占方式。原因有:现金资产是流动性最强的资产, 很容易侵占和转移, 是控股股东最乐意占有的资产;侵占现金, 外部市场和中小股东较难进行监督;另外, 现金比其他资产更容易增加控股股东的财富。沈艺锋等 (2008) 发现国有终极控股股东两权分离度与现金持有水平呈显著正相关关系, 非国有终极控股股东两权分离度与现金持有也呈正向关系, 但不显著。基于以上分析, 提出以下假设:
假设一:终极控股股东现金流权和控制权分离程度越大, 其侵占和掏空的动机越强烈, 就会选择较高的现金持有水平;反之, 现金持有水平较低。
现金流权即所有权, 是所有者所持股份而取得的收益权, 表示股东能从企业利润中分得的份额。现金流权越大, 股东与企业的利益越趋向一致, 就会激励股东以企业价值最大化为目标活动, 侵占公司的欲望就越弱, 对高现金持有的偏好也越弱, 被称为“正的激励效应”。基于以上分析, 提出如下假设:
假设二:在其他条件相同的情况下, 终极现金流权越大, 公司现金持有越少;终极现金流权越小, 现金持有水平越高。
上市公司在国家控股情况下, 代理问题更为复杂和严重。首先, 政府目标和企业目标并不总是一致的, 国有控股股东在注重经济利益同时还要兼顾社会利益和政治目标, 强调社会稳定、就业扩大等, 企业有必要持有较多的现金以满足意外的现金需要。其次, 终极控股股东一般是通过复杂的金字塔结构控制上市公司的, 委托代理关系链过长, 较长的代理链容易产生“所有者缺位”, 增加了管理层自利行为。王化成和胡国柳 (2004) 研究了国有股在公司治理中的作用及效率, 发现国有控股股东具有“攫取之手”。国有控股实际上加剧了控股股东和其他股东的代理问题, 公司会持有较多的现金。基于以上分析, 提出如下假设:
假设三:相对于非国有控股股东, 国有终极控股股东有更为强烈的利益侵占欲望和动机, 上市公司会保持较高现金水平。
3 研究设计与实证分析
3.1 样本选择
本文以2004年12月31日之前在沪深两市发行A股的制造业公司为研究对象, 以2006到2008年为研究窗口, 并进行了如下筛选: (1) 剔除金融、保险行业上市公司, 这类企业由于业务特点必须持有大量现金, 不具有代表性。 (2) 剔除ST、PT公司。 (3) 删除异常值。 (4) 剔除了信息披露不全的公司。经过筛选, 有257家公司共771个样本, 所有数据均来自国泰安信息技术有限公司的CSMAR数据库。
3.2 变量定义
3.2.1 被解释变量
对于现金持有水平 (CASHHOLD) , 主要有三种衡量方式: (1) Ozkan (2002) 等以现金及现金等价物与总资产的比率来衡量; (2) Opler等 (1999) 以现金及现金等价物与扣除现金及现金等价物后的总资产的比率来衡量; (3) Faulkender (2000) 以现金及现金等价物与销售收入的比例来衡量。胡国柳等 (2007) , 沈艺峰等 (2008) 等国内许多学者使用了第一种衡量方法。本文也用第一种方法来衡量, 这里的现金及现金等价物包括货币资金和短期投资。
3.2.2 解释变量
终极控股股东两权分离度 (SEPA) 用实际控制人终极控制权和现金流权之比来衡量。终极控股股东现金流权 (RCASH) 用CSMAR数据库中披露的实际控制人现金流权衡量。终极控股股东性质 (STATE) 为虚拟变量, 当终极控股股东为国有性质时, 该变量取1;当终极控股股东为非国有性质时, 该变量取0。
3.2.3 其他控制变量
股权制衡度 (BALANCE) 以第二大到第五大股东持股比例之和与第一大股东持股比例之比来衡量;董事会规模 (DIRECTORS) 以董事会全部成员数目来表示;独立董事比例 (OUTDIRE) 以独立董事人数占董事总数的比例来表示;公司规模 (LNSIZE) 用资产的自然对数来表示;现金流量 (CASHFLOW) 以经营活动现金流量净额占总资产的比例衡量;财务杠杆 (LEVERAGE) 用期末资产负债率来衡量;成长性 (GROWTH) 用主营业务收入增长率来衡量;股利支付 (DIVIDEND) 是虚拟变量, 如果发放了现金股利, 则取1;否则, 取0。
3.3 模型设定
本文在借鉴沈艺峰等 (2008) 模型基础上建立如下模型:
CASHHOLD=β0+β1SEPA+β2RCASH+β3STATE+β4BALANCE+β5DIRECTORS+β6OUTDIRE+β7LNSIZE+β8CASHFLOW+β9LEVERAGE+β10GROWTH+β11DIVIDEND+ε
3.4 实证结果及分析
根据对样本公司的描述性统计, 我国制造业公司的平均现金持有水平为14.40%, 中位数为11.95%。英国上市公司现金持有的平均值和中值分别为9.9%和5.9% (Ozkan, 2002) , 美国上市公司的均值和中值分别为8.1%和4.7% (Kim等, 1998) , 欧盟国家现金持有的均值为11.6%。所以, 我国上市公司现金持有整体上高于美国和欧洲国家。
本文运用EViews5.0对数据进行了处理, 回归结果如下:
注:* ** ***分别表示在10%, 5%, 1%水平上显著
回归结果表明:
(1) “两权分离度”与现金持有水平显著正相关, 终极现金流权与现金持有水平显著负相关, 终极所有权结构是影响公司现金持有决策的重要因素;
(2) 股权制衡度与现金持有水平显著负相关, 说明其他大股东发挥了监督作用;
(3) 董事会规模与现金持有负相关, 说明在我国大规模董事会较小规模董事会有效, 独立董事没有显示出显著作用;
(4) 没有证据显示公司规模与现金持有量有显著相关性;现金流量与现金持有水平显著正相关;财务杠杆与现金持有水平显著负相关, 支持了融资优序理论的观点;成长性与现金持有水平呈正向关系, 但极不显著;股利支付与现金持有之间显著正相关, 预期是否支付股利是决定现金持有水平的重要因素之一。
总体上说, 我国上市公司现金持有与公司治理、财务特征密切相关。从实证分析来看, 我们既找到了支持交易成本模型和权衡理论的证据, 又找到了支持信息不对称模型和融资优序理论的证据, 但是某些实证结果与国外并不一致。
4 结论和进一步研究方向
本文以2006到2008年的制造业上市公司为样本, 研究终极所有权结构与现金持有水平的相关性, 并考虑了董事会和财务特征因素。结果显示:终极控股股东“两权分离度”与现金持有水平显著正相关, 终极现金流权与现金持有水平显著负相关;股权制衡度、董事会规模、财务杠杆与现金持有显著负相关;现金流量、股利支付与现金持有水平显著正相关;没有证据显示终极控股股东性质、独立董事、公司规模、成长性对现金持有水平有显著影响。
国内的研究主要集中于财务特征和公司治理等影响因素, 对于如何确定目标现金持有量以及现金持有对公司价值和经营绩效的影响, 国内还鲜有研究。随着资本市场越来越规范, 管理越来越科学, 这些问题必将是未来研究的重点。
摘要：以2006-2008年我国制造业上市公司为样本, 实证分析了终极所有权结构与现金持有的相关性, 并控制了董事会和财务特征等因素。我们发现:终极控股股东“两权分离度”与现金持有水平显著正相关, 终极现金流权与现金持有水平显著负相关;股权制衡度、董事会规模、财务杠杆与现金持有显著负相关;现金流量、股利支付与现金持有水平显著正相关;没有证据显示终极控股股东性质、独立董事、公司规模、成长性对现金持有水平有显著影响。
关键词：终极控股股东,终极控制权,终极现金流权,现金持有水平
参考文献
[1]刘芍佳, 孙霈, 刘乃全.终极产权论、股权结构及公司绩效[J].经济研究, 2003, (4) .
[2]彭桃英, 周伟.中国上市公司高额现金持有动因研究—代理理论抑或权衡理论[J].会计研究, 2006, (5) .
[3]沈艺峰, 况学文, 聂亚娟.终极控股股东超额控制与现金持有量价值的实证研究[J].南开管理评论, 2008, (2) .
[4]辛宇, 徐莉萍.上市公司现金持有水平的影响因素:财务特征, 股权结构及治理环境[J].中国会计评论, 2006b, (2) .
[5]杨兴全, 孙杰.企业现金持有量影响因素的实证研究—来自我国上市公司的经验证据[J].南开管理评论, 2007, (2) .
[6]张人骥, 刘春江.股权结构, 股东保护与上市公司现金持有量[J].财贸经济, 2005, (2) .
[7]甄红线, 史永东.终极所有权结构研究[J].中国工业经济, 2008, (11) .
终极所有权结构 篇3
国内外学者对此进行了大量的研究, 例如李善民 (2004) 等研究发现, 交易溢价、行业相关性、相对规模、收购比例、第一大股东持股比例等是影响并购绩效的主要因素。杨盈盈 (2004) 研究了不同并购方式对并购绩效的影响, 发现收购兼并最优, 股权转让次优, 资产置换效果较差。这些研究都取得了很多有意义的结论, 但是鲜有从终极所有权性质和政治关联的角度来进行并购绩效的研究。
股权结构在公司治理中所发挥的作用及其效率一直是最为活跃的研究领域之一 (安灵等, 2008) 。而企业政治关联对企业业绩、财务政策和资本市场影响的相关研究也已成为财务和金融领域研究的热点 (李强、齐行抗, 2009) 。在我国, 国有企业与非国有企业在政治关联的影响下, 并购的诸多方面是有差异的。因此, 在我国以国有经济为主体同时大力推进市场化改革的背景下, 研究终极所有权和政治关联对企业的长期并购绩效的影响具有现实意义。
一、文献回顾
李善民和朱韬 (2005) 采用事件研究法对管理者代理动机与并购绩效之间的关系进行了实证检验, 结果表明并购给收购公司带来了显著的财富损失, 并且并购前管理者能力好的收购公司其并购绩效更差。朱乾宇 (2002) 对影响公司并购绩效的诸因素进行了多元线性回归分析, 其研究结果表明, 收购金额占收购公司净资产比例高、收购公司在该年度内进行了资产置换的并购公司绩效较好, 而存在关联交易及承债式并购的并购公司绩效较差。
赖步连 (2006) 等检验了异质波动与并购绩效之间的关系, 结果发现投资者的异质预期能够有效解释我国证券市场上的收购损益之谜。王玉荣 (2009) 等研究了外资并购对我国目标上市公司绩效的影响, 发现外资并购对我国目标企业短期及长期综合绩效略没有显著影响。洪道麟 (2006) 等考察了我国上市公司的多元化战略与企业长期绩效之间的关系, 发现多元化并购收购方的长期绩效显著为负, 而同业并购对收购方的长期绩效没有显著影响。李志刚 (2008) 等研究发现并购没有实质性提高并购公司的经营绩效, 但是提高了目标公司的绩效。
何先应 (2009) 研究了股权结构对上市公司海外并购绩效的影响, 发现国有股持股比例高的企业绩效在短期内有显著改善, 但长期绩效为负;法人股比例对并购公司绩效影响不明显;而流通股比例越高, 给收购公司长短期绩效都带来了负面影响。刘大志 (2010) 研究发现:中国上市公司并购前后绩效总体而言是先降后升的;国有股东属性与公司并购绩效负相关;管理层持股与公司并购绩效负相关, 但并不显著;上市公司的股权集中度与并购绩效负相关;流通股比例与并购绩效正相关。
二、研究设计
1. 并购绩效的衡量。
并购绩效的衡量有多种方法。例如李志刚等 (2008) 、邱岚等 (2006) 、王玉荣等 (2009) 和荣蓉 (2008) 在其研究中采用了财务指标法来衡量并购绩效, 即选取一些具有代表性的财务指标分别或者共同构成一个财务指标体系来反映企业的并购绩效。洪道麟等 (2006) 和宋希亮 (2008) 分别采用了市场模型中的累积超常收益 (CAR) 和连续持有超额收益率 (BHAR) 来考察短期和长期绩效。周毅等 (2005) 和肖翔等 (2009) 在研究中采用了经济增加值 (EVA) 来衡量企业的并购绩效。
由于事件研究方法比较成熟, 而BHAR相对于CAR而言考虑了上一时间段的收益对下一时间段的影响即复合效应的影响, 是衡量企业长期绩效的优良指标, 因此本文在研究时采用了BHAR来衡量企业的并购长期绩效, 同时用企业的Tobin's Q值作为长期并购绩效的另一衡量指标来进行回归分析以验证BHAR法的结果。
2. 终极所有权的衡量。
安灵等 (2008) 在其研究中发现不同终极所有权性质对上市公司资源配置行为和股权制衡效果影响显著, 其在研究中将上市公司分为国有和非国有两类, 并按照政府控制的不同层级将国有上市公司进一步细分为中央政府控制、省级政府控制和县市级政府控制。王淑贤等 (2000) 将终极所有权资本分为了私人资本、集体资本和国有资本。杨颖 (2010) 在研究中将现金流权、控制权和分离度三个变量共同构成终极所有权结构为控制变量。张先治等 (2010) 在研究中提出终极所有者就是对目标公司持有的总投票权超过预先设定阀值的股东, 其分析了政府终极所有权存在的代理问题和正面效应, 实际上也把终极所有权分为了国有和非国有两类。黄登仕、刘海雁 (2010) 和杨朝峰、阮萍 (2010) 也将终极所有权分为国有和非国有两类。因此本文在研究中沿袭了前人的做法, 将终极所有权分为国有和非国有两类。
3. 政治关联的衡量。
有多种方法可以衡量一个企业有没有政治关联, 目前在文献上度量政治关联的方法主要有如下五大指标 (石晓乐、许年行, 2009) : (1) 以公司大股东、高管或董事会成员是否现在或曾经在政府或议会工作为度量标准; (2) 以公司大股东、高管或董事会成员是否与政府官员或国会议员存在“紧密关系”为度量标准; (3) 以公司在政治竞选中对候选人的政治捐赠为度量标准; (4) 以国有股比例作为政治关联的度量标准; (5) 以公司注册地是否与政府官员的生活地或出生地相同为度量标准。
现有实证研究大多以企业的董事长或总经理是否有政府任职经历即第一种指标来判断企业的政治关联。例如张敏等 (2008) 、胡永平等 (2009) 、潘红波等 (2008、2010) 和肖浩等 (2010) 均在其研究中采用了该指标作为政治关联的替代变量。而李善民等 (2008) 在此基础上将政治关联分为五个等级以研究政治关联的强弱对多元化并购的影响。潘越等 (2009) 在研究中选用了政治影响力指数来定义公司的政治关联度, 也将政治关联分为五个等级。本文在研究时将高管的政治关联作为企业政治关联的替代指标。
4. 变量定义 (见表1) 。
表1中, 解释变量D1终极所有权相关数据来源于国泰安中国上市公司股东研究数据库, 若上市公司根据股权关系链计算的实际控制人编码为11或21开头的, 则该公司的终极所有权性质为国有, 否则为非国有。
D3政治关联数据来源于国泰安中国上市公司治理结构研究数据库高管个人资料文件, 若上市公司的高管曾经任职于政府部门或者担任人大代表或政协委员等, 则认定其有政治关联, 反之则无。控制变量D4同属管辖是指主并方和目标企业同属一地方政府管辖。
选取资产规模主要是为了研究整合难度对并购绩效的影响, 通常认为资产规模越大, 整合难度越大。选取资产负债率, 主要研究主并方资产负债率对并购绩效的影响。
5. 回归模型。
基于表1变量本文构建模型如下:
Tobin's Q=α+β1D1+β2D2+β3D3+β4D4+β5ZCGM+β6ZCFZL+ε
三、样本筛选和数据分析
1. 样本筛选。
由于本文研究的是企业的长期并购绩效, 需要研究目标企业在发生并购后相当长得一段时间内并购绩效的变化。因此我们选择了2007年发生并购的上市公司作为样本, 研究其发生并购后的一段时间 (本文设为30个月) 的绩效。本文选取的并购类型为资产收购, 国泰安数据库中其编码为A。上市公司的地位为买方, 也就是说本文研究的是并购中主并方的并购长期绩效, 然后选取交易成功的样本, 得到初始样本381个, 再去除在2007年一年之内发生多次并购的公司、去除在并购之前一年、后三年发生并购的公司, 这样可以保证样本数据在样本期的清洁性。再剔除相关数据不完整的公司, 最后得到71个合格样本。
2. BHAR分析。
从终极所有权的属性来看, 国有企业明显多于非国有企业, 这一方面反映了我国以国有经济为主体的现状, 另一方面可能说明了国有企业更倾向于以收购方的角色出现在并购活动中;从高管政治关联来看, 董事长有政治关联明显多于总经理有政治关联, 并且在统计的样本中很少出现董事长没有政治关联而总经理有政治关联的现象;从同属管辖来看, 统计样本中并购双方同属管辖占了多数。
由图1可看出, 在并购发生后的几个月内, 企业的BHAR均不同程度的上升, 这说明并购活动对主并方的短期绩效的影响是积极的。而长期来看, 企业总体的长期绩效却是为负的, 其中国有企业的BHAR明显低于非国有企业, 说明非国有企业的并购长期绩效相对较好。从图2和图3可以看出董事长和总经理有政治关联的企业其BHAR明显高于董事长和总经理无政治关联的企业, 说明董事长和总经理的政治关联对企业的长期绩效有积极的影响。而从图4可以看出非同属管辖下的企业的BHAR明显高于同属管辖下的企业, 并且为正, 说明非同属管辖的主并企业并购长期绩效较好。
3. 回归分析。
用SPSS16.0对样本数据进行回归分析, 首先对变量是否存在多重共线性进行了检验, 结果见表3。
从结果来看, 各个变量之间的相关系数最高为0.263, 说明各变量之间不存在明显的多重共线性。然后进行回归分析, 结果见表4。
表4中, 方程的调整R2为0.259, 总体的拟合优度不是很高。这可能是本文的控制变量选取还不够全面, 因为企业的长期绩效受多种因素的影响。
再对个变量的显著性进行检验, 结果见表5。
表5中:解释变量d1的系数为-0.547, 说明终极所有权性质与企业的并购绩效负相关, 这与BHAR法的结果是一致的, 而且d1的t值为-2.387, 在5%的水平上显著, 说明终极所有权性质对企业并购长期绩效有显著的负效应。
解释变量d2的系数为0.376, 说明董事长的政治关联对企业的并购长期绩效有正的影响, t检验其显著性水平达到了10%, 说明其影响是显著的, 这与BHAR分析结果也是一致的。
*Correlation is significant at the 0.05 level (2-tailed) 。**Correlation is significant at the 0.01 level (2-tailed) 。
注:a:Predictors (Constant) :zcfzl, d1, d2, d4, d3, zcgm
注:a:Dependent Variable:Tobin
再看解释变量d3, 其系数为-0.4, t值为-1.174, 未能通过t检验, 说明其对并购长期绩效的影响是负的但是不显著, 这与BHAR的分析结果相矛盾, 这也许跟本文中该类样本比例过小有关。
控制变量d4的系数为-0.645, 说明其对并购长期绩效有负的影响, t值为-2.653, 在1%的水平上显著, 说明同属管辖对企业的并购长期绩效是显著负相关的, 这与BHAR的研究结论不谋而合。
从控制变量资产规模和资产负债率来看, 它们与企业并购长期绩效都是负相关的, 并且在1%的水平上显著, 这说明我国上市公司并购活动中, 主并企业规模越大, 其并购长期绩效越差, 这可能是因为企业规模越大, 整合的难度越大, 并购期待的规模效应并没有出现。而资产负债率越高, 并购长期绩效越差, 这也许是因为主并企业在并购时举借了大量外债, 从而导致企业承担了较大的还本付息压力, 经营风险随之增大, 从而影响了企业的绩效, 这也说明我国上市公司杠杆收购的长期绩效并不理想。
四、结论
在我国以国有经济为主导的大背景下, 我国大多数上市公司为政府终极所有, 而根据本文的研究来看国有企业的并购长期绩效显著低于非国有企业, 这其中的原因可能是国有企业在一些方面比如促进地方经济发展、就业、环保等受到更多的行政干预和社会责任的影响。
政治关联在公司治理中存在“支持之手”和“掠夺之手”两种假说, 支持之手假说认为政治关联对企业的融资便利性、危机救助、产权帮助和税收优惠等方面带来了好处;掠夺之手假说认为政治关联会导致企业在促进地区经济发展、保证地区就业和环境保护等方面承担较大的压力。而从本文的研究来看我国企业的政治关联对企业更多的是起了支持之手的作用。因此从这两方面来看, 政府应该进一步加大市场化的改革力度, 放开手脚让国有企业参与到市场经济的竞争中来, 这也有利于加强企业的竞争力。同时政府应当减少对企业的行政干预, 增加对企业的一些政策性支持。并且企业应当关注企业规模和资产负债率对并购绩效的影响, 增加并购的整合能力和控制企业的杠杆对并购绩效也有积极的作用。
参考文献
[1].李善民等.中国上市公司资产重组长期绩效研究.管理世界, 2004;9
[2].杨盈盈.并购绩效:来自上市公司的实证研究——并购前后的绩效差异和不同并购方式的绩效比较.南京财经大学学报, 2004;1
[3].安灵, 白艺昕, 何雪峰.企业政治关联及其经济后果研究综述.商业研究, 2010;9
[4].李强, 齐行抗.企业“政治关联”研究述评.财务与金融, 2009;3
[5].李善民, 朱韬.中国上市公司并购的长期绩效——基于证券市场的研究.中山大学学报, 2005;5
[6].朱乾宇.我国上市公司并购绩效的多元回归分析.中南民族大学学报, 2002;3
[7].赖步连, 杨继东, 周亚安.异质波动与并购绩效——基于中国上市公司的实证研究.金融研究, 2006;12
[8].洪道麟, 刘力, 熊德华.多元化并购、企业长期绩效损失及其选择动因.经济科学, 2006;5
[9].李志刚, 陈守东, 刘志强.我国上市公司并购绩效分析.税务与经济, 2008;5