长期绩效（精选7篇）
长期绩效 篇1
随着我国股权分置改革的深化和资本市场的迅速发展, 并购日益成为我国上市公司寻求快速发展的重要手段。上市公司的并购绩效也成为了学界的研究热点, 我国上市公司的并购绩效到底如何?并购绩效又受哪些因素的影响呢?
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
[10].何先应.股权结构对上市公司海外并购绩效的影响研究.商业经济研究, 2009;21
长期绩效 篇2
关键词：管理层收购,经营绩效,数据包络分析法
引言
管理层收购（MBO），是指目标公司的管理层利用借贷所融资本或股权交换及其他产权交易手段购买本公司全部或部分的股份，从而改变公司所有者结构、控制权结构和资产结构，进而达到重组公司的目的，并获得预期收益的一种收购行为。由于立法的严重滞后和资产评估与交易信息披露的极不规范，MBO实施过程在国内引发了极大的争议。随后，监管部门出台政策，明确规定上市公司的国有股权不向管理层转让，但中小型国企可以探索管理层收购，并提出了相应的规范措施。随后，康缘药业披露其管理层收购方案得到了批复。因此，为更好地认识我国的医药行业并购重组实践，为监管当局提供一些决策依据，本文拟应用数据包络分析（DEA）模型，计算中长期MBO后我国医药企业总体并购绩效值，并在此基础上进行分析，得出实证研究结论。
一、相关理论及文献回顾
国外学者大部分对MBO实证分析都表明，MBO后企业的经营绩效明显提高，可为股东创造溢价收益，而且这种收益的持续性很强。
Steven N.Kaplan和A.J.Smith (1989）通过对48家上市公司实施MBO前后边际利润，企业的资本支出及净经营现金流的比较，研究发现持股权对经营绩效具有激励效应。他们发现在MBO之后，公司绩效显著上升，公司绩效改进原因是持股权增进了经理人员创造财富的动机[1]。
A.J.Smith和Abbie (1990）的实证研究表明，LBO (MBO作为LBO的一种方式）后企业的边际利润大多是上升的[2]。
在我国，许多学者也从不同的角度对实施MBO的公司进行了实证研究，实证的结果存在较大的分歧。
益智（2003）对中国上市公司的MBO，从方式、定价、资金来源、财富效应以及公司绩效等方面进行了全样本实证分析，发现中国上市公司的MBO并未提高公司绩效，股东财富效应也不显著，从而得出慎行上市公司MBO的结论。[3]
张卫国、纪杰和葛春辉（2004）采用因子分析法对1997年至2002年我国上市公司MBO企业的经营绩效进行实证分析，得出结论：MBO是一种提高企业经营绩效的有效手段[4]。
二、样本的选取和方法设计
1、样本的选取
以中国证监会2001年公布的《上市公司行业分类指引》为标准，选择医药、生物制品行业的116家上市公司，选取了1997年至2004年1所发生的管理层收购活动进行实证检验。全部样本数据来源于上市公司股权转让公告, 上市公司年报, 以及CSMAR数据库。
取样的标准是: (1) 必须是上市公司的股权转移, 且转移给公司的高管层自然人或他们成立的公司、职工持股会。 (2) 剔出清洁期内发生的重大事件的样本。 (3) 清洁期内财务数据均可得。经过挑选得到符合要求的4个样本。
2、实证方法的说明
对于上市公司长期并购绩效的研究，国外主要采用事件研究法或财务指标分析法。由于我国资本市场处于转型经济背景下，市场上内幕交易和二级市场操纵严重。因此，本文不使用事件研究法。另外，传统的财务指标法选取的指标都是总量性的，而且难以给出基于单个公司的并购前后管理绩效的变化。因此本文将采用数据包络分析 (Data Envelopment Analysis) 方法度量公司并购的中长期价值效应，它很好的解决了财务指标分析法的不足。
数据包络分析是著名运筹学家A.Chames和W.w.Cooper等学者在“相对效率评价”概念基础上发展起来的一种系统分析方法。它是一种多指标评价方法，根据一组同类决策单元 (DMU) 的输入输出数据来判断各决策单元的相对有效性。由于DEA评价方法可以同时对不同上市公司在不同时期的收益水平进行综合评价，其结果具有更好的参照性和客观性。
DEA评价方法的数学模型如下:
从经济学上解释就是，如果把上市公司作为一个决策单元，资源配置上有效率的公司应该是那些以尽量少的资源产出尽量多收入的公司，而管理经营上有效率的公司则能够以最少的成本和费用得到尽量多的收入，从而利润达到最大。
3、模型指标的选取
在选择输入输出指标的时候，结合其他学者的总结归纳，本文选取了以下几个指标:
输出指标:y1:主营业务收入；y2:利润总额
输入指标:x1:资产总计；x2:成本费用 (主营业务成本+主营业务税金及附加+各项费用)
其中，各项费用=营业费用+管理费用十财务费用。
4、数据处理方法
在研究中，本文以单个上市公司为对象，将其纵向的6个观察年份 (-2一+3) 的财务数据当成决策单元 (DMU) 。在确定了输入输出指标后，对于单个公司，用前面建立的公司绩效评价模型可以计算出该公司每年的，其中，j表示公司的年份。这样就可以清楚地看到上市公司并购前后每一年的效率状况。
对于每一个公司i，计算出该公司在并购前各年的平均值, 以及并购后各年 (包括并购年) 的平均值, 这样通过比较和就可以判断该公司
并购前后的总体绩效状况。
三、实证结果与分析
首先对并购绩效进行计算，所得结果见表2和图1
从图中我们可以看到，总体上中国上市公司在并购事件发生前两年公司绩效出现上升趋势，在并购的前一年和并购当年出现下降，在并购后的第二、三年，并购相关上市公司呈现出快速上升的态势。
表3是4家样本公司并购前绩效平均值和并购后绩效平均值对比，并购后绩效增加和减少的公司个数相等，因此从总体上来说并购是无效的。另一方面，可以发现无论并购前后，这4家样本公司的经营效率均很高，并购前后较为稳定。
对并购前后平均绩效平均值进行t检验，如下表4
对总体样本的并购前后的绩效平均值进行显著性检验。t统计量的显著性 (双尾) 概率大于0.05，这说明在95%的显著性水平上，并购前后各年上市公司并购总体绩效均值之间并没有显著性差异，也就是说上市公司绩效在并购前后并没有得到显著的改善。
四、结论
本文通过DEA方法对MBO后我国医药上市公司的并购绩效进行了研究，得出以下结论：
首先，就总体而言并购发生前三年（含并购当年）与并购后三年公司绩效没有得到显著的改善。
其次，由于这4家样本公司在并购前绩效都很高，对于绩效的进一步提升有一定难度，另一方面，从绩效的变化趋势看，在并购发生的前后一年绩效发生了下降，而并购后第二年绩效开始迅速上升，并在第三年达到最高点。因此，尽管前后三年的绩效对比没有显著性，但是并购活动是一项长期性的战略举措，不排除随着时间的发展，并购绩效逐年会体现出来。
根据以上结论，本文提出如下建议：
医药行业是一个技术密集型的行业，对人力资本依赖性大于其他行业。人力资本在医药企业发展所占的地位，至少达到了与物力资本对等的地位。因此，在加强对实施MBO的上市公司的监管的前提上，可以继续探索医药上市公司的MBO，为MBO在中国顺利地发展，作出有意义的实践尝试。
参考文献
[1]Kaplan, Smith.The Effects of Management Buyouts on Oper-ating Performance and Value[J].Journal of Financial Economics, 1989, 24:217-254.
[2]J.Smith, Abbie.Corporate Ownership Structure and Perfor-mance-The Case of Management Buyouts[J].Journal of Financial Eco-nomics, 1990, (27) :143-164.
[3]益智.中国上市公司MBO的实证研究[J].财经研究, 2003, (5) :45-51.
长期绩效 篇3
可转换债券是一种兼有“债性”和“股性”的混合融资工具。我国可转债市场起步于上世纪90年代初, 并从2002年开始呈现快速发展势头:2002-2004年三年间, 我国国内市场共发行了33只可转债, 累计筹资额高达436.03亿元人民币;其中, 2003年可转债筹资额首次超过增发与配股;2005年“股改”的启动迟滞了可转债市场的发展, 但2006年下半年再融资市场“解冻”后, 可转债又重新扮演起了重要角色, 2006年7月至2010年2月间, 我国证券市场共发行了29只可转债 (不包括可分离交易的可转债) , 筹资额累积达278.66亿元。可见, 可转债已迅速成长为我国上市公司一项重要的融资工具。因此, 研究并揭示可转债发行的公告效应、中长期绩效等问题, 无疑将具有重要的理论和现实意义。
Jensen和Meckling (1976) [1]提出的道德风险模型认为, 由于可转债具有债权与股票期权双重属性, 可转债的发行可以减少股东从债权人处掠夺利益的诱因, 从而有利于企业绩效的提高。随后, Green (1984) [2], Brennan与Schwartz (1988) [3], Essig (1991) , Stein (1992) [4], Mayers (1998) [5]与Nobuyuki (2000) [6]等人从不同角度对可转债融资行为进行了研究, 尽管研究结论侧重点有所不同, 但都一致认为, 对于某些企业而言, 通过合理设计的可转债可以消除与债券和股票相联系的外部融资成本, 促使管理层做出更有效的投资决策, 从而有利于企业绩效的提高。然而, 上述理论研究的结论并没得到经验证据的相应支持。Hansen与Crutchley (1990) [7], Lee 与 Loughran (1998) [8], McLaughlin、Safieddine 与 Vasudevan (1998) [9], Lewis、Rogalski 与 Seward (2001) [10]等人的研究都涉及可转债发行后标的公司的绩效表现, 研究结果都表明, 可转债发行后标的公司的长期绩效呈现下滑趋势。
国内学界对可转债相关问题的研究还处于起步阶段, 有关可转债发行的长期绩效方面的研究成果还为数不多。王一平 (2005) [11]的研究涉及可转债发行前后标的公司的经营绩效, 研究结果认为:“我国上市公司实际上只是将可转债当作一种延迟的股权融资方式, 可转债融资行为并没有改变上市公司再融资后绩效下滑的趋势”, 但受研究期间限制, 该文的样本量偏少。袁显平与柯大钢 (2006a) [12]考察了2002-2004年间发行可转债的上市公司的财务绩效表现, 研究结果发现, 可转债发行后标的公司的财务绩效基本上维持原状, 但普遍优于对照组。袁显平与柯大钢 (2006b) [13]还利用因子分析方法, 比较了实施增发、配股和发行可转债的上市公司在再融资前后的财务绩效, 研究结果发现, 三种再融资方式的绩效存在显著差异, 其中可转债的绩效最优, 其次是配股, 而增发的绩效最差。鉴于国内学界还疏于关注可转债发行的长期股价绩效, 本文拟通过实证研究考察可转债发行前后标的公司股票市场绩效的变化, 以揭示可转债发行的长期股价绩效。
二、样本、变量选择和研究方法
(一) 样本选择
由于“股权分置改革”期间再融资市场被叫停, 加之无法考察近两年来可转债发行公司在发行可转债后的长期股票市场绩效, 因此, 本文选择在2002年1月至2004年12月期间发行可转债的上市公司作为研究样本。另外, 由于金融行业上市公司与其他行业上市公司缺乏可比性, 所以本文在研究样本中剔除了金融行业上市公司。这样一来, 本文的研究样本包含30家发行可转债的公司 (由于万科A分别在2002年和2004年各发行了一只可转债, 因此, 本文的样本量为31, 其中, 2002年5个, 2003年15个, 2004年11个) 。由于本文将考察标的公司在发行可转债前后三年的股票市场绩效, 因此, 本文样本期间为1999年至2007年。
(二) 绩效比较基准
为了考察可转债标的公司的长期股票价格绩效, 必须选择绩效比较基准, 即选择一个衡量绩效变化的参照系 (原红旗, 2003) [14]。本文选择了两个参照系:对照组和综合月度收益率。
在选择对照组企业时, 笔者遵循如下标准:
1.对照组企业在对应的可转债标的公司发行可转债前后2年内无增发、配股, 以及发行可转债行为。
2.同规模, 本文以可转债标的公司发行可转债前一年度末总资产的70%-130%为依据, 初步确定对照组企业的范围。
3.相近的权益市值对面值 (M/B) 比率, 即在基于可转债标的公司总资产的70%-130%选择了对照组企业范围的基础上, 以与可转债标的公司有最为相近M/B比率的企业作为其对照组企业。M/B计算公式参见公式 (1) 。
各对照组企业对应的月度收益率分别记为MMR。
对于综合月度收益率, 本文也选择了两种不同的标准, 即基于等权平均法的不考虑现金红利再投资的综合月市场回报率和基于总市值加权平均法的不考虑现金红利再投资的综合月市场回报率, 分别记为EMR与VMR。
综上所述, 本文有两类对照系, 共3个具体的绩效比较基准。需要说明的是, 研究样本 (即可转债标的公司) 的月度收益率 (记为SMR) , 以及上述3个其体的绩效比较基准的月度收益率均为不考虑现金红利再投资的月回报率, 数据均来自CSMAR交易数据库。
(三) 研究方法
本文应用长期事件研究法来考察可转债发行后标的公司股票价格的长期绩效。在长期事件研究中, 用于衡量样本公司长期异常收益的方法包括:平均 (或累积) 月度异常收益法 (AAR或CAR) 与购入-持有异常收益法 (BHAR) 。其中, 前者又具体包括等权、价值加权CAR方法与滚动的时间系列组合法 (袁显平与柯大钢, 2007) [15]。
本文选择了等权加权的CAR方法, 同时以购入-持有异常收益法 (BHAR) 进行检验。等权加权的CAR方法分析步骤如下:基于期望收益模型或基准收益, 先计算出各月度的异常收益, 随后加总各样本观察值在一定期间 (一年、两年或N年等) 内的月度异常收益, 即得到累积月度异常收益CAR, 参见方程 (2) 。在此基础上, 构建检验统计量, 对异常收益的统计显著性进行检验。
等权加权CAR方法累积月度异常收益的表达式为:undefined
CAR (t1, t2) i表示样本观察值i在期间 (t1, t2) 上的累积异常收益。ARit是样本观察值i在t月的异常收益, 若Rit作为样本观察值i在时间t时的实际收益, E (Rit) 为期望收益, 则ARit=Rit-E (Rit) ;本文中Rit为可转债标的公司的月度收益率SMRit, E (Rit) 分别为各具体绩效比较基准的月度收益率, 即分别为MMRit、EMRit、VMRit。
购入-持有异常收益法 (Buy-and-hold abnormal return) , 简称BHAR, 是指“在预先设定的期间, 在发生事件的所有企业和没发生事件的配对企业组合进行的同样投资的收益之差” (Mitchell与Stafford, 2000) [16], 即:
undefined
其中Rit为样本企业t月度的收益;E (Rit) 为样本企业t月度的期望收益, 即配对样本企业组合的收益。Rit与E (Rit) 在本文中的含义参见上文。
CAR和BHAR对应的检验统计量的表达式如下:undefined
或undefined
undefined与undefined是CAR和BHAR的平均值, σ (CARit) 与σ (BHARit) 是由n个企业组成的样本的异常收益的截面样本标准差。
三、实证结果与分析
(一) 调整前样本公司与各基准累积平均月度收益率比较
图1是调整前样本公司与各基准平均累积月度收益率比较图。其中SACR表示样本观察值的平均累积月度收益率, EACR与VACR分别表示等权平均法的不考虑现金红利再投资的综合月市场回报率和基于总市值加权平均法的不考虑现金红利再投资的综合月市场回报率 (即EMR与VMR) 的平均累积月度收益率, MACR表示对照组企业月度收益率 (即MMR) 的平均累积月度收益率。SACR的计算公式如下:
undefined
其中SACRt表示可转债发行前倒数第1个月起至倒数第t月期间的平均累积月度收益率, 或表示发行后第1个月开始至第t月期间的平均累积月度收益率;ARt表示可转债发行前后顺数 (或倒数) 第t月样本观察值的平均月度收益率, 1≤t≤36或-36≤t≤-1。其余各基准的累积平均月度收益率可类推。
由图1可知, 可转债发行前, 与各基准平均累积月度收益率的变化趋势一致, 样本观察值的累积平均月度收益率 (SCAR) 从倒数第1个月 (-1) 开始, 先持续下降, 随后略有反弹;可转债发行后, 先是略有下降, 随后持续反弹, 一路彪升。同时, 图1显示, 与各基准的累积平均月度收益率相比, 样本观察值的累积平均月度收益率 (SCAR) , 无论在可转债发行前还是在发行后, 均有较优表现, 即比各基准的累积平均月度收益率负得更少, 或正得更多。各基准中, EMR对应的各月度EACR值最小, 其余两个基准的平均累积月度收益率在各时间点上的值及变化趋势都较为相近。众所周知, 沪深股市在2001年6月创新高 (如上证指数在2001年6月13日的收盘指数为2243.42点, 创下历史最高) 以后, 总的态势先是一路看跌 (2005年7月之前) , 然后又出现强力反弹。因此, 图1中各样本公司与各基准的平均累积月度收益率的表现不难理解。
(二) 调整后可转债标的公司长期股票价格的绩效表现
表1揭示了可转债发行前-3年 (-36个月) 至发行后3年 (36个月) , 经过各基准收益率调整后各区间研究样本股票价格累积异常收益率 (CAR) 的描述统计及显著性检验结果。表2比较了可转债发行前各成对区间经各基准收益率调整后的研究样本股票价格累积异常收益率。
注: (1) CAR[-36, -1]表示可转债发行前倒数第36月至倒数第1个月间标的公司股价累积异常收益率, CAR[1, 36]表示可转债发行后第1个月至第36个月间标的公司股价累积异常收益率, 其余可类推; (2) 在统计区间由于有的公司尚未上市, 或受数据截止期限 (2007年6月) 的限制, 基于各基准的成对样本数量有所不同; (3) ***、**、*分别表示在0.01、0.05与0.1的水平上差异显著。
表1数据揭示: (1) 可转债发行前, 经各基准收益率调整后的样本公司股价累积月度异常收益率均为正, 而且, 除基于MMR的[-12, -1]区间的累积月度异常收益率 (均值为8.18%) 没能通过统计显著性检验以外, 其余的累积异常收益率均通过了统计显著性检验, 即在1%或5%的统计显著性水平显著非零。这表明, 可转债发行前, 可转债标的公司具有较好的股价绩效。 (2) 可转债发行后, 在第一年度, 无论基于哪个基准收益率, 样本公司的CAR均为正, 而且在1% (或5%) 的统计显著性水平上显著非零。由此可见, 可转债发行后第一年度, 标的公司具有良好的股票价格绩效表现;在第二年度, 各可转债标的公司股票价格的绩效表现与可转债发行后第一年度类似, 即基于各基准收益率的CAR均大于0, 且各基准收益率所对应的CAR在统计上显著非零;在第3年度, 可转债标的公司股价绩效的表现比前两年略差, 基于MMR的CAR (均值为9.55%) 没能通过统计显著性检验, 基于EMR和VMR的CAR (均值分别为19.63%和17.40%) 分别在5%和10%的统计显著性水平上通过了检验。 (3) 可转债发行后, 基于EMR和VMR的各区间上的CAR均值略大于可转债发行前各区间上的CAR均值;而可转债发行前基于MMR的在[-36, -1]区间上的CAR均值 (16.8%) 略大于可转债发行后的在[1]区间上的CAR均值 (9.55%) , 但在其余两个区间上, 可转债发行前基于MMR的CAR均值则小于可转债发行后对应区间上的CAR均值。
注: (1) t-值是两配对样本t均值检验对应的统计量, z -值是两配对样本Wilcoxon平均秩检验对应的统计量; (2) 受数据可获性的限制, 各区间成对比较样本量有所差异。
表2的数据, 即两配对样本t均值检验与两配对样本Wilcoxon平均秩检验结果显示:[-36, -1]与[1]、[-24, -1]与[1], 及[-12, -1]与[1,12]等成对期间上, 经各基准调整后的样本公司股价累积异常收益均不存在显著差异 (即统计量t-值与z -值表明差异在统计上并不显著) 。这说明, 可转债发行并没对标的公司股票价格的长期绩效带来太大的影响。
笔者还借助BHAR方法考察了标的公司在发行了可转债前后的股价绩效, 研究结果发现, 可转债发行前后, 基于各基准的BHAR均大于0, 且绝大多数区间上的BHAR在1% (或5%, 或10%) 的统计显著性水平上是显著非零的;可转债发行后, 各区间的BHAR均值略大于可转债发行前各区间对应的BHAR均值, 然而仅在[-36, -1]与[1]成对区间上, 基于MMR的成对BHAR存在显著差异 (受篇幅所限, 没能列出具体数据) 。可见, 基于BHAR方法所得到的实证结果与基于CAR方法所得到的结论一致。这再一次说明, 可转债发行并没太多影响标的公司股票价格的长期绩效。
四、研究结论
可转债发行前后, 可转债标的公司的长期股票价格绩效在绝大多数区间上显著优于行业、规模与权益市值对面值比率的对照组, 也显著优于等权加权和总市值加权的综合市场收益率;同时实证结果发现, 可转债发行后各区间上的CAR略高于可转债发行前对应区间上的CAR。尽管两配对样本t均值检验与两配对样本Wilcoxon平均秩检验结果表明, 可转债发行前后对应区间上的成对CAR在统计上并不存在显著差异, 但是与配股、增发后标的公司股票价格绩效的长期弱势表现相比较而言 (原红旗;2003[14];陈科与董新春, 2006[17]) , 可转债发行所带来的、在统计上并不显著的标的公司股票价格的略优势表现, 算得上难能可贵了。
长期绩效 篇4
关键词：公司并购,因子分析法,综合绩效,长期绩效,上市公司
一、引言
并购作为资本市场上最具吸引力的扩张战略方式, 旨在对企业的产权、控制权的转移和重新组合, 以达到整合资源及实现经营目标等目的。战略层面上, 并购不仅有助于提升企业核心竞争优势、扩大企业规模、实现资源的互补或共享, 将市场要素和企业资源流向经济效益最佳点, 而且能提高行业的集中度, 提高进入壁垒, 以减少竞争者数量, 增加长期获利的机会。高效、管理能力强的公司通过并购低效企业, 可改善营运水平, 创造更高的效率, 也能达到增加收购方股东权益价值、降低交易成本和节税的目的。西方国家自19 世纪以来, 已掀起五次大规模并购浪潮, 推动了一批巨型和跨国公司的发展, 使其在激烈的市场竞争中长期立于不败之地。随着中国市场化的深入, 并购已成为证券市场上最主要和常见的业务。统计显示, 2013 年中国共完成并购1232 起, 同比增长24. 3% , 并购金额高达932. 03 亿美元, 同比增长83. 6% , 案例数目和交易金额均达历史高点, 可谓“中国并购年”。然而, 上市公司并购活动作为多方复杂的博弈过程, 能否优化公司资本结构和改善其业绩成为学术界长期关注的焦点。长期以来, 国内外学者针对上市公司并购绩效进行了广泛的讨论并开展实证研究, 以探究并购活动是否真正对企业改善经营绩效、创造财富发挥作用。
二、文献综述
针对公司并购绩效的实证研究, 国内外学者主要运用事件研究法和会计研究法。由于基于股价变动的事件研究法易受外界环境影响, 适合在证券市场较发达的国家运用。我国资本市场尚不健全, 因此以财务指标建立绩效评价体系的会计研究法更为普遍。而并购活动对于并购方公司的经营绩效的影响, 国内外学者研究结果并未达成统一意见。
国外部分学者认为并购改善了并购方的绩效。Healy, Palepu和Ruback ( 1992) 研究了1979—1984 年期间的50 宗并购交易, 发现并购活动之后, 并购公司的资产生产力显著提高, 比非并购的同类企业获得更高营运现金流入。结果显示, 并购企业经营性现金虽比并购前下降, 但没有非并购企业下降的多, 相对来说并购后企业经营绩效有所提高。Parrino和Harris ( 1999) 研究了1982—1987 年发生的197 起并购活动, 并购方经营现金流量较并购前提升2. 1% , 还发现并购双方在行业领域上的互补优势更有助于提升并购后的绩效。Timothy A Kruse ( 2007) 通过考察1969—1999 年在日本东京证交所的69家制造业上市公司的并购绩效, 整体水平较并购前有显著改善。而部分学者则认为并购对企业绩效显著下降或者无显著影响。Kumar ( 1985) 采用财务指标法对1967—1970 年发生的241 起并购活动进行研究, 发现并购方在并购后盈利能力下滑; Martynova ( 2006) 对欧洲1997—2001 年间发生的并购活动选取四种财务指标考察并购方绩效, 结果发现并购方在并购刚完成时绩效显著下滑, 随着并购整合步伐的推进, 下滑趋势得以扭转, 并购方绩效重回未经历并购时的水平, 也就是说并购方绩效受并购活动的影响不显著。
国内学者赵息和周军 ( 2008) 通过对2001—2006 年我国电力行业56 家上市公司进行研究, 选取7 项财务指标, 考察了并购方企业在并购前后五年的绩效变化, 结果发现最终绩效是下滑的。牛俊霞 ( 2010) 年考察了2003—2004 年我国钢铁上市公司的并购事件, 选取13 项财务指标, 采用因子分析法构建综合得分函数模型分析绩效, 结果发现并购后绩效改善不显著, 甚至恶化。而蔡景富 ( 2009) 以青岛啤酒和燕京啤酒为例考察我国啤酒行业上市公司的并购绩效, 选取6 项财务指标, 考察年份长达11年, 结果发现并购提高了并购方绩效, 并指出并购后的整合是改善绩效的关键。郭树华和高琼华等人 ( 2012) 针对2002—2008 年我国有色金属行业52 家上市公司并购活动进行研究, 采用9 项财务指标, 结果认为并购方企业继续获得了改善, 并在其资产规模扩大条件下, 有望获得持续良好的绩效。
通过上述分析, 可看出国内外学者在研究对象、方法和背景等诸多方面存在差异, 因而并购活动对并购企业的绩效影响实证结论不尽相同。本文在已有文献基础上, 试图对在国际金融危机背景下的沪深上市公司的并购活动作进一步研究, 以探究并购行为对企业长期综合绩效的影响。
三、研究方法、数据来源及处理
( 一) 研究方法
鉴于我国市场体制仍不完善, 本文将采用会计研究法, 通过选择若干财务指标的方式对上市公司的并购绩效进行评析。考虑到各财务指标权重若根据经验事先设定好, 会给评价结果带来一定主观性, 而且评价指标过多时, 各指标间的相关性较大, 主观赋权难以收到良好效果, 最终致使评价结果不能真实反映上市公司并购活动情况。为弥补其缺陷, 本文选取多个财务指标, 采用因子分析法进行上市公司并购绩效研究。
因子分析法是一种多元统计分析技术, 在保存原始数据大量信息条件下, 通过降低维度 ( 即因子个数) 来达到以较少维度表现数据全貌的目的。换而言之, 通过减少变量维度, 简化观察系统, 运用较少的变量解释问题。因此, 在实证研究中找到少数几个主因子就能对错综复杂的经济问题进行分析和诠释。
( 二) 数据来源与处理
1. 数据来源: 本文以沪深两市2008 年发生并购的上市公司作为研究样本, 采用因子分析法研究并购公司于并购事件发生前后6 年的绩效变化。研究的数据主要来源于: ( 1) 国泰安研究中心的CSMAR中国股票市场数据库和并购重组数据库; ( 2) 网易财经。
2. 数据处理: 从上述数据库中选取并购活动上市公司样本, 再按以下标准进行筛选: ( 1) 剔除了仅在香港上市及在其他国家上市的公司; ( 2) 剔除了关联性交易样本; ( 3) 剔除了ST上市公司和银行类金融上市公司; ( 4) 并购方公司均于2005 年前上市, 并长时间没有退市; ( 5) 上市公司在发生并购活动前年及其后五年财务数据相对完整, 无不良记录; ( 6) 如果样本公司于2008 年发生多次并购活动, 仅以交易金额最大一起为样本。
按照上述条件筛选后, 共有51 家上市公司作为最终研究对象。
四、上市公司并购绩效实证研究
( 一) 财务指标的选取和体系的建立
在指标设定上, 考虑到企业不同方面能力对绩效的影响程度不同, 本文分别从公司的盈利能力、偿债能力等四个角度选取常用指标12 项。相关财务指标及其定义如表1。
( 二) 上市公司并购综合绩效计量
本文利用SPSS 19. 0 和EXCEL2003 对51 家样本公司的12 项财务指标运用因子分析的方法进行实证分析, 以得到样本公司并购前1 年及其随后5 年的企业综合财务得分 ( F) 。主要过程如下:
1. 因子分析法适宜性判断
将51 家样本公司并购前1 年、并购当年及其随后4年的所选取的12 个原始财务指标标准化, 然后分各年度作因子分析适宜性检验, 具体结果如表2。
根据因子分析法适宜性条件和判断标准, 经验认为KMO抽样适度测定值应大于0. 5 且通过巴特尼特球体检验, 就认为适合作因子分析。由表2 结果可知, 各年多个财务绩效指标均能利用因子分析并可获得较好效果。
以下内容因篇幅受限, 仅以并购前1 年 ( 2007 年) 的多个财务指标为例, 说明因子分析法运用全程。
2. 使用主成分分析法提取公因子
由表3 知, 所提取的公因子对解释原指标变量总方差的贡献程度, 一个因子解释变量方差越大所包含原始变量信息越多。表3 最小的公因子方差都达到0. 571, 所以转化后的因子空间保留了较多原变量信息, 因子分析效果显著。
3. 总方差解释
标准化后的12 项财务指标在提前公因子前后和提前后运用最大化正交旋转前后的各成分的方差贡献率如表4。
从表4 中可以了解到, 累积方差贡献率在前4 个综合因子中已经高出75% , 这也表明4 个主因子所含有的信息量占整体信息的75. 978% , 所以可以认定这4 个主因子可以作为原始财务指标信息的获取。
4. 特征值碎石图
通过特征值碎石图 ( 图1) 可以更直观地看出, 在特征根大于1 的要求下, 符合条件的主因子的个数, 前4 个因子对应特征根大于1, 能较大程度上反映原始指标信息, 而其他8 个的作用较小。
5. 旋转前的因子负载荷矩阵和旋转后的因子负载荷矩阵
为使主因子的典型代表变量差异更加明显, 对因子载荷矩阵进行旋转是有必要的。经过旋转, 可将12 项标准化后的财务指标归入各主因子, 并发现主因子1 主要反映了流动比率X5、速动比率X6、资产负债率X7, 可命名为“偿债因子”, 主因子2 主要反映了每股收益X1、总资产利润率X2、主营业务利润率X3、净资产收益率X4, 可命名为“盈利因子”, 主因子3 主要反映了存货周转率X11、总资产周转率X12, 可命名为“管理因子”, 主因子4主要反映了主营业务收入增长率X8、应收账款周转率X10, 可命名为“营运因子”。
6. 主因子系数得分矩阵和企业财务综合得分
通过SPSS19. 0 的回归法, 可依据旋转之后得到的因子载荷矩阵来计算因子的得分系数矩阵。各观测值的因子得分可以依据原始变量的标准化值和因子得分系数计算得出。主成分1、2、3、4 分别用f1、f2、f3、f4 表示, 表达式为:
根据上述主因子的得分函数和各主因子的方差贡献率, 可得该年的企业财务绩效综合得分, 用F ( - 1) 、F ( 0) 、F ( 1) 、F ( 2) 、F ( 3) 、F ( 4) 分别代表并购前1 年、并购当年、并购后1 年、并购后2 年、并购后3 年和并购后4年。并购前1 年企业财务绩效综合得分:
其他各年财务绩效综合计算方法不再赘述。
7. 各年绩效综合得分情况分析
从图2 中可看出, 样本公司并购绩效呈现先升后降的过程。并购当年及并购后1 年较并购前1 年绩效上升, 并购后2 年保持稳定趋势, 到并购后3 年开始下降, 绩效值低于并购前1 年, 但并购后4 年又上升。
8. 样本公司配对T检验结果及正值比率
根据表8 可见, 除去并购后3 年与并购前1 年、并购当前、并购后1 年和后2 年相比绩效有所下降, 其他年份均保持稳定或微上升趋势, 但结果并没有通过显著性检验。因此, 从总体上看, 并购活动并未实质性提高样本公司的经营绩效。并购当年和并购后第一年绩效上升, 可能是并购业务使公司规模迅速扩张, 给并购公司一定的成长空间, 促使其发挥协同效应, 带来了一些规模效益, 使得公司绩效得以改善; 外界环境影响中, 由于政府基于自身政绩的考虑, 让业绩较好、实力较强的公司去收购一些陷入亏损的目标公司, 会在并购初期给予并购公司某些税收、资金支持等政策方面的优惠, 这也有助于并购绩效的提升。然而, 并购后第3 年开始大幅下降, 由于并购公司在并购活动前未系统地进行战略规划, 缺乏明确的战略目标。由于并购工作在并购目标不清晰时就实施并购活动, 这样盲目跟风并购浪潮的行为加之缺乏政府的后续支持, 诸多问题开始暴露, 并购绩效难以长时间维持, 呈现下降趋势。并购后第四年绩效开始有所回升, 有可能说明并购公司对于绩效下滑开始警惕, 在探求原因的同时试图调整公司战略目标及财务目标, 加强并购后的整合工作并努力发挥并购协同效应, 改变经营方式扭转并购绩效下滑的趋势。可见, 上市公司进行并购活动对公司绩效虽于并购行为发生后有微弱提高, 但随时间推移发生波动, 难以长期内保持稳定增长趋势。
四、提高上市公司并购绩效对策建议
( 一) 明确并购目标, 深入了解目标公司
上市公司应将并购活动提升至战略层面的高度, 基于自身的发展战略制定系统的战略规划, 明确并购的目标以及公司的长远利益, 不可盲目开展并购业务。在并购活动发生前, 应做好准备工作, 对并购行为进行全面的可行性评估。对并购方而言, 自身准确定位是并购活动的重要前提, 并购公司应先认识清楚自身在市场上所处位置及发展优势, 弄清企业未来发展方向和符合长期利益的战略目标, 对自身的经营管理能力、并购需求及资金实力客观评估, 不能夸大自身并购实力。其次应理性地寻找适合自己的目标公司, 其公司战略须与企业相吻合, 在确定自身有能力开展并购业务的前提下, 对目标公司进行全面了解, 根据其现实情况进行实地调查评测, 特别是应清楚了解其财务状况; 通过对目标公司进行详细审查, 预测并购活动能否在未来提高企业的综合绩效, 还需考虑并购后是否会出现财务危机等问题, 努力将并购风险降至最低。
( 二) 重视并购活动后的整合管理
并购活动后的整合管理工作对并购后的规模经济效应、财务协同效应及长远目标战略的持续发挥有着重要的影响, 并购方应于并购活动完成后迅速进行有效整合, 才能为成功并购打下基础。我国上市公司中普遍存在管理水平较低、缺乏资源整合能力的情况, 一些公司仅追求短期利益而忽略长期效益, 在盲目卷入并购浪潮后, 有的虽在并购后短期内绩效有所提升, 但随后业绩下滑也很显著, 给企业绩效带来了冲击, 违背了最初的并购目标。并购后绩效没有提升, 其中一个重要原因就是上市公司没有做好与被并购公司人力、制度、组织、文化等方面的有效整合工作。通过并购整合工作, 可将并购公司和目标公司的有形资产和无形资产有机融合, 使得公司经营结构合理化和管理及组织结构更加完善, 实现并购公司的价值创造目的。
( 三) 政府应适当干预并购活动
并购活动作为市场化行为, 旨在提升公司价值和实现资源的优化配置, 因此并购活动应充分反映并购公司的真实意愿。然而, 目前政府主导性并购活动在整个并购市场中仍占据主导位置, 市场上的并购活动在很大程度上受到行政力量的干预。作为宏观经济的管理者与调控者, 政府有必要合理调整产业结构并促进其优化升级, 推动企业间的生产关系及其发展。政府有时还更多考虑到政府形象、社会稳定等非市场因素, 因此所选并购方案未必能使得并购绩效达到最优, 这违背了市场经济法则。政府必须认清自己在经济中的使命, 遵循市场化原则, 不干涉上市公司并购主体的自主权, 引导并购活动的健康发展并对其提供相应配套服务。对符合经济和国家宏观经济发展的并购活动, 应给予资金、税收、贷款等方面的优惠, 促进企业通过并购达到绩效最大化。在上市公司并购中政府既要积极履行自己的职能, 又不能干涉过多。同时, 要加强对上市公司的监管, 加大信息披露力度, 对于企业并购业务中散布的虚假信息、涉嫌垄断和欺诈等行为应及时制止, 保护广大投资者利益, 要不断完善相关法律体系以满足不断发展的并购市场需求。
( 四) 充分发挥中介机构的职能作用
长期绩效 篇5
在我国, 资产注入型定向增发融资方式是在股改之后出现的, 相对来说时间较短, 并且样本规模不大。因此, 国内很多学者通过研究短期绩效的方法探讨资产注入的后果, 却尚未形成系统的理论体系。本文基于大股东存在的利益侵占动机, 探讨在资产注入后企业长期经营绩效的变化情况, 这样一方面能够帮助检测现行定向增发体制是否得到了有效运行, 另一方面研究成果对于大股东及众多中小股东、监管机构来说都具有很大的借鉴意义。
在现阶段, 国内外有关于定向增发问题的研究也取得了一定成果, 内容涉及和定向增发有关领域的研究范围也较为广泛。并且建立了各种模型, 提出很多有关假设并且得出了一系列研究结论。
但由于各国的政策环境不相同, 不同的证券市场也存在不同的特点, 再加上样本数据和研究方法选择的差异, 使得学者的研究结果不尽相同。但整体来看, 我国关于定向增发和上市企业绩效之间关系的讨论仍是一个具有前景的学术研究领域。
一、资产注入型定向增发的实质
事实上, 无论是哪一种收购方式, 其表面上来看都是使得交易双方实现共赢, 进而使上市公司规模扩大, 使其资产更加雄厚, 实现新的业务的整合, 而大股东则实现了自有资产的证券化, 实现了价值增值。但是在实际的操作过程中, 注入的资产既可以是实物的资产也可以是无形的资产甚至是股权, 而在我国大部分的股东都会选择非现金资产来参与增发, 但是非现金资产的参加在很大程度上增加了大股东对增发的可操作性。
资产注入型定向增发使得上市公司的利益博弈发生了有关变化, 实现了将静态资产的市场评估、实物资产证券化的目的, 使得资产增值利益输送的可能性增加。资产注入实现场外资产的证券化也是大股东实施资产注入的一大原因, 证券化的资产能够通过股价来实现其价值的最大化。在这个过程中, 若利用证券监管的漏洞来进行违规操作与利益侵占, 将会影响整个定向增发过程中的利益均衡问题。
二、理论分析和发展现状
1.第二类代理理论。大量文献表示, 大部分国家的股权均较为集中, 尤其是我国的股权集中的情况更加明显。股权集中增加了大股东谋取私利的动机, 这也就引出了第二类的代理问题———中、小股东和大股东之间的有关利益冲突。
我国具有相关的控制能力和多数表决机制, 因此大股东比中小股东拥有着更多的动机和能力来实现其对有关管理层的控制权收益, 故这种控制权收益是通过牺牲其他投资者的利益来实现私人收益的, 中小股东只能按照其实际的持股比例来获得其二级市场的资本利得。
2.信息不对称理论。信息不对称理论指在市场经济活动中掌握着更多交易信息的人与那些信息贫乏的人相比, 其处于更加有利的经济交易地位。美国学者Ross于1974年首次指出在企业融资的过程中存在着信息不对称现象, 由于管理者对其企业的内在价值、投资前景等其他方面具有着信息的优势, 但投资者却没有获取该信息的能力或渠道, 从而产生了信息不对称。
我国的股权集中度比较高, 并且大股东掌握着控制权优势。大股东通过其独有的控制权来获得关于公司的有效信息, 而中小股东和其他外部投资者所能够得到的内部信息经常是很不全面的, 在这样的情况下, 大股东有很大的可能会利用其独有的信息、控制权等一些其他优势将自己的利益扩张到最大程度, 甚至会侵害中小股东和其他外部投资者相关利益。
3.资产注入型定向增发的发展现状。本文的主要研究重点是资产注入型定向增发, 我们根据CSMAR上市公司增发配股数据库的统计得知, 2007年1月1日到2015年12月31日期间内, 已经有483个上市公司采取了资产注入型定向增发的融资方式, 其数量占实施定向增发上市公司总数的30%。随着时间的推移, 实施资产注入型定向增发的上市公司越来越多。尤其是近三年来, 采用定向增发这一再融资方式的公司数量急速增加, 仅在2015年就有401个公司选择实施定向增发, 其中选择资产注入方式公司的数量也创造历史新高。
由此可见, 资产注入型定向增发的再融资方式受到了上市公司与大股东的青睐, 这种融资方式也被越来越多的公司选用。
三、资产注入型定向增发对上市公司长期经营绩效的影响
1.资产注入与企业长期经营绩效。由于股权分置改革和其他相关的法律政策的支持, 很多上市公司均接连采用资产注入型定向增发这种关联交易方式。但是, 因为我国存在股权集中度高、信息不对称的现象, 再加上现行的法律保护体系并不健全, 投资者的自我保护意识也较为薄弱, 导致大股东和与上市公司的关联交易之间存在着很强的隐蔽性侵占动机, 该行为导致公司的内部出现了市场操作等内幕交易现象。上市公司在进行定向增发股票的程序中, 存在着信息不对称现象, 大股东可能利用其独特的信息与其控制权的优势, 来借机调节股价以博取更多利益, 进而侵害了其他投资者的有关利益。通过分析大股东的注资动因可得知, 大股东在其注资的过程中利益侵占动机占据了主导, 其经常会注入比较劣质的资产或者虚增其注入的资产价值, 从长期看这样将会降低上市公司的盈利能力, 不利于其绩效的提升。
因此, 本文认为在资产注入型定向增发的过程中大股东存在着利益侵占的动机, 这将会致使上市公司的长期经营绩效下降。
2.注入资产质量与长期经营绩效。有关于大股东注资过程中其资产质量情况, 许多学者进行了相关的研究。王明旭 (2006) 通过研究发现, 在进行定向增发注资这一交易时, 大股东有通过注入劣质资产来达到利益输送的动机, 从而侵占了中小股东的利益。朱红军 (2008) 在驰宏锌锗的案例基础上指出了大股东在进行注资的过程中通过注入不良资产来实现其利益输送的证据。方勇华 (2008) 指出由于我国的证券市场审核制度并不完善, 因此在定向增发的过程中大股东很有可能会通过资产注入的途径来注入不良资产以谋取利益。尹筑嘉、文凤华和杨晓光 (2010) 提出大股东会通过利用定向增发股票的折价来获取收益, 由于大股东得到的增发价格明显小于股票的价值, 而且其注入的资产大多是不良资产, 所以大股东可通过双重交易来获利。王蕾蕾 (2010) 通过比较大股东注资前后公司的绩效, 得出大股东可能有注入劣质资产进行利益侵占动机的结论。当大股东注入的资产与上市公司的联系不紧密或者该资产盈利性较差时, 就很可能会使公司呈现多元化经营的情况 (张忆东, 2007) 。国外许多研究发现, 这种经营模式会使公司的经营绩效下降, 从长远来看会损害中、小股东的利益, 从本质上看都是通过资产注入的方法进行利益侵占。
因此, 本文认为大股东注入的资产的相关性和长期经营绩效成正相关。
3.不同所有权性质与企业长期经营绩效。和西方国家相比起来, 在经济和市场环境方面我国存在着很大的特殊性, 这使得政府对经济与资本市场拥有着更多的干预权。这样就会使得国有上市公司更加具有特殊性, 引起所有权性质对上市公司的长期经营绩效的影响, 也表现出我国资产注入型定向增发的特殊性。在我国市场经济中, 国有企业占据着主导作用, 很多国家政策均向其倾斜。国家也制定了一些相关的法律法规来支持其通过把部分未上市的优质业务注入到上市公司来使其实现整体上市, 通过此举来壮大国有企业。受国家政策、企业规模、行业优势、资金支持等条件的扶持, 使得国有企业在定向增发资产注入过程中处于优势地位。但是, 国有企业一般都会聘请和社会有着密切关系或利益的人员来作为其管理者, 管理层自然会为政治目标和官员利益服务, 故其很难积极主动地去改善提高公司的绩效, 这样很有可能会牺牲中小股东的利益, 从而会对上市公司的长期经营绩效产生不良影响。
因此, 本文认为在长期来看, 非国有企业较国有企业的长期经营业绩更加优秀。
4.最终控制人持股比例与长期经营绩效。根据第二类代理理论, 在控股股东和中、小股东之间存在着委托代理关系, 控制权和现金流的分离使控股股东有了进行利益输送, 从而侵占中、小股东利益的动机。如果第一大股东掌握着绝对的控制权, 则其他股东的控制权与表决权便明显弱于第一大股东, 这样一来实际上大股东可以决定公司的经营与管理的决策。如果大股东通过运用转移利润、关联交易、同业竞争等方式来进行暗箱操作, 那么处于绝对弱势地位的股东是没有办法借助“以手投票”的方法来制止大股东的这种行为的。很明显在这个过程中小股东是处于劣势的, 因此其在利益博弈中也很难占到上风, 并且随时都有可能受到控股股东的侵害。
因此, 本文认为第一大股东的持股比例越高, 利益侵占的效应越明显, 上市公司的长期经营绩效越差。
摘要：在股权分置改革之后, 大股东进行资产注入的热情得到了前所未有的提高, 我国的证券市场出现了一大新热点——资产注入型定向增发。我们知道大股东注资之后必定会使上市公司的业绩发生波动, 那么如果从长期来看, 大股东又为何要如此积极地来推动注资?上市公司在进行定向增发注资之后又能够引起什么样的后果?这些影响最终会对上市公司的长期绩效产生有利的促进作用还是会导致中小股东的利益被侵占?研究这些问题对规范上市公司的注资行为, 稳定公司的业绩, 进一步加强证券的监管有着相当的理论和现实意义。
关键词：大股东,定向增发,资产注入,长期经营绩效,利益侵占
参考文献
[1]王明旭.优质资产注入——最值得期待的投资主题[J].上海证券报, 2006 (9) :11-14.
[2]何贤杰, 朱红军.利益输送、信息不对称与定向增发折价[J].中国会计评论, 2009 (9) :283-298.
[3]方勇华.定向增发中的散户利益保护问题[J].时代金融, 2008 (6) :45-46.
[4]尹筑嘉, 文凤华, 杨晓光.上市公司非公开发行资产注入行为的股东利益研究[J].管理评论, 2010 (7) :22-25.
[5]王蕾蕾.我国上市公司大股东资产注入问题研究[D].广州:暨南大学, 2010 (6) :19-21.
[6]张忆东.资产注入, 投资价值几何[J].大众理财顾问, 2007 (2) :46-48.
[7]冯志静.定向增发类型对公司长期经营业绩的影响[D].成都:西南财经大学, 2013.
长期绩效 篇6
1.1 高新技术企业的生命周期理论
自美国学者Adizes (1988) 在《企业生命周期》一书中提出了企业所要经历的10个阶段后[1], 学者们开始对企业生命周期模型进行了大量研究。高新技术企业具有“高投入、高风险、高收益”的特点, 它同样适用于企业生命周期理论。郑强国等 (2007) 将高新技术企业的寿命周期分为四个阶段, 分别是创业阶段、成长发展阶段、成熟稳定阶段和衰退阶段, 其中, 创业阶段又包括高技术企业的种子期和初创期[2]。一些学者也指出, 高技术企业的生命周期特点比一般企业更为明显, 主要表现为投资周期长、寿命周期短, 因此应划分为种子期、创建期、成长期、成熟期和衰退期五个阶段。
1.2 投入期高新技术企业特点
这里所说的投入期, 一般是指高新技术企业所处的初创期或创建期。孙婧等 (2005) 指出, 处于初创期的高新技术企业, 虽具备了一些基本设施, 产品开始陆续投放市场, 但企业并未整合系统资源, 不确定因素造成的企业风险大[3]。陶长琪 (2003) 根据高新技术产品高成本高价格的特点, 指出投入期的高新技术企业, 只有少量的产品面向高端用户产出[4]。梁戈夫也指出, 高技术企业在初创期时, 通常是试产少量产品, 企业的整体投入非常大, 而收入却比较少, 整个企业的管理水平也欠佳。
1.3 成长期高新技术企业特点
傅梅烂等 (2005) 对科技型中小企业的各成长阶段的生命体特征进行了研究, 指出企业在成长发展阶段, 应合理配置和利用各种资源要素, 保持活跃的科技创新能力, 并且, 企业的融资能力明显增强, 科技型企业能快速增长[5]。李晓非 (2012) 也指出, 成长期是高新技术企业快速发展的时期, 企业的经营规模逐步扩大, 市场发展前景良好, 能通过多种渠道筹措资金, 以加大企业的资金投入, 加强高技术产品的研发优势[6]。
2 国外高新技术企业绩效测评研究
2.1 财务绩效指标
国外对企业绩效评价的研究开展得较早, 研究成果也非常丰富。20世纪初, 国外企业大多采用杜邦财务指标体系来评价企业的绩效, 它是评价企业整体及各部门经营业绩的主要财务依据。而对于高新技术企业来说, 重视有形资产、忽视无形知识资产以及重视短期财务结果、忽视长期价值创造的杜邦评价体系并不能全面的评价高新技术企业的绩效。
20世纪80年代后, Venkatraman等 (1987) 通过大量的研究证明, 提出包括财务绩效、商业绩效、组织绩效的三维度组织绩效评价模型。美国的Robert和David (1992) 更是创建了著名的综合性业绩评价系统——平衡计分卡 (BSC) , 从企业的财务、客户、内部运营、学习和成长四个层面对企业进行综合的业绩评价。
然而, 即使是在综合绩效评价时期, 财务指标仍被作为最主要的业绩评价内容。1991年, EVA (经济增加值) 在企业被广泛应用, 它通过对会计信息进行必要的调整来减少传统会计指标对经济效率的扭曲。Murphy等 (1993) 在对以往51个技术创业的研究进行总结后, 得出结论:出现频率最高的技术创业绩效指标均为财务指标, 包括销售变化率、投资收益等[7]。
2.2 非财务绩效指标——智力资本
与知识型组织或以技术进行创业的企业联系密切的一个概念是智力资本。Sveiby (1997) 认为, 智力资本是企业或组织的所有无形资产而不包括有形资产部分, 是高技术企业的核心竞争能力[8]。Bontis (2000) 利用实证研究证明, 智力资本与组织绩效之间存在高度的正相关。Pena (2002) 对中小技术创业公司的智力资本与组织绩效的关系进行了探索性研究, 提出了影响技术创业公司绩效的人力资本、结构资本、关系资本三个智力资本维度[9]。芬兰学者Antti (2006) 也认为, 除了财务指标外, 智力资本也应体现在知识密集型组织的评价体系中[10]。智力资本作为高新技术企业的重要资产组成部分, 被越来越多的研究者及高新技术企业作为绩效评价的重要非财务指标依据。
3 国内高新技术企业绩效测评研究
3.1 投入期和成长期高新技术企业绩效测评的重要指标
指标体系是业绩评价的基础, 指标体系构建的好坏直接影响到业绩评价的效果。目前, 我国研究者提出的高新技术企业绩效评价指标体系主要有财务指标和非财务指标之分。
3.1.1 财务指标
潘晔 (2007) 研究了基于生命周期理论的高技术企业绩效评价指标体系的构建, 她认为, 高技术企业创立期的财务绩效评价指标应包括盈利能力评价、资产运营评价、偿债能力评价。其中, 盈利能力评价由销售净利率和净资产收益率两个指标组成;采用流动资产周转率来评价高技术企业在创立期的资产营运状况;用全部开发成本回收期以及资产负债率来说明高技术企业的偿债能力[11]。周明霞 (2004) 认为, 初创期的高技术企业的总财务目标是目标市场收入的增长率和销售增长的不断提高。将初创期高技术企业的财务评价分为财务效益状况和成长状况两个方面[12]。朱海明 (2006) 提出, 高新技术企业在创业期最主要的风险是融资需求和经营风险, 因此, 在这一阶段主要是用折现现金流量指标对高新技术企业的财务管理能力和创新能力进行价值评估[13]。其他一些学者也指出, 在高新技术企业创建期评价时, 应注重现金流量、收入增长、资本结构等财务指标。
孙萍 (2002) 提出了企业发展阶段与绩效评价标准的关系, 在高新技术企业业务发展阶段, 主要采用EBIT、现金流量增长率等财务指标进行绩效评价[14]。姚正海 (2007) 指出, 高新技术企业成长阶段, 除了注重销售收入的增长外, 还要注重企业的盈利率与资本报酬水平, 用资本报酬率、净利增长率、市场占有率、收入增长率进行评价[15]。
3.1.2 非财务指标
高新技术企业与传统企业的最大区别就在于, 高新技术企业是知识高度密集型企业, 智力资本是高新技术企业的最重要的资本。郑美群 (2004) 提出, 除了考虑企业的盈利能力外, 还应考虑决定了企业的成长性和发展潜力的智力资本[16]。张炜和王重鸣 (2009) 认为, 技术创业者在公司新创时以成长为主要目标, 他们将创业绩效定义为新创公司的成长能力, 包括竞争绩效和潜力绩效两个方面, 同时将高技术企业的创业智力资本划分为四维结构, 包括人力资本、结构资本、客户资本和创新资本, 通过实证研究证实, 在技术创业企业的起步期和成长期, 组织结构资本和创新资本对创业竞争绩效具有十分显著的正向效应。这说明, 对企业绩效评价在技术创业初期阶段以高技术专利和创新研发能力 (创新资本) 为基础, 在成长阶段注重组织资源配置 (结构资本) 和创新资本的评价[17]。此外, 还有诸多学者将智力资本划分为二维结构或三维结构, 分别证明了智力资本对高新技术企业绩效的重要影响。
创新能力也是高新技术企业绩效评价非财务指标体系中的一个重要指标。李飞等 (2009) 将学习创新能力指标细分为R&D人员占员工人数比重、R&D资金投入比率、员工平均受教育程度、专利和专有技术数量、新产品销售收入比重5个指标[18]。王伶等 (2011) 用研发费用比、研发产品销售比率、研发费用成本比率作为创新能力指标对高新技术企业进行绩效评价[19]。
4 评价与展望
本文通过对大量文献进行总结和梳理, 发现国外对高新技术企业绩效评价的研究起步较早, 研究成果丰富。国内对高新技术企业绩效评价的相关研究也较多, 主要研究内容从国外研究成果演化而来, 目前, 国内的相关研究已摆脱财务评价的单一局面, 高新技术企业绩效综合评价指标体系相关研究越来越多。
本文从投入期、成长期的高新技术企业的特点入手, 对国外高新技术企业绩效评价的发展进行总体概括, 进而综述了我国对高新技术企业绩效评价研究的发展现状, 多数学者将智力资本作为最重要的非财务指标, 通过划分成不同的维度引入高新技术企业绩效评价指标体系, 着重评价了高新技术企业的成长能力和发展潜力。此外, 创新能力、风险水平等也是高新技术企业绩效评价指标体系中主要的非财务指标。
国内大多数学者对高新技术企业绩效测评的研究侧重于建立一个综合的整体评价系统, 而实际上高新技术企业的生命周期特点差异显著, 一个综合的评价系统似乎过于笼统, 笔者认为, 对高新技术企业的绩效评价, 应根据高新技术企业各个时期的特点, 相应地制定评价方法。目前国内基于生命周期的高新技术企业绩效测评的研究相对较少, 可成为未来高新技术企业绩效测评的研究方向。
摘要：高新技术企业在不同的时期具有不同的特点, 在企业生命周期理论的基础上对高新技术企业绩效评价方法进行研究具有重要意义。本文首先归纳了投入期及成长期高新技术企业的相关特点;然后从财务指标和非财务指标的角度, 对国内外投入期和成长期高新技术企业绩效测评相关研究进行整理及阐述;最后是笔者的评价与展望。
长期绩效 篇7
2002年1月28日, 我国证监会就已经对上市公司的可转换债券进行了一些建议和通知, 《关于做好上市公司可转换公司债券发行工作的通知》就是在这种情况下发布的, 证监会之所以这么做是因为转换债券融资相对而言已经取得了很大的发展, 所以需要相应的规定对其进行规范。与此同时, 上市公司并没有规范其在资本市场的行为, 很多公司都存在着配股和增发圈钱得事情, 这样的话就会造成公司的资金的滥用, 并进一步影响到公司的绩效, 然后绩效的下降可能会导致资本市场的投融资者们对上市公司丧失信任, 然后抵制公司的融资行为。在此背景下, 许多上市公司为了能够更好的获取资本市场融资, 它们将目光投向可转换债券, 并且把可转换债券作为其主要的融资工具。到了2005年5月, 随着上市公司股权分置改革在我国改革的开始, 上市公司从此并不能够再通过公募融资。随着时间的推移, 可转换债券融资逐渐取代其他的上市公司的融资方式, 从此成为上市公司最主要的选择。
二、文献综述
(一) 国外研究
Brennan (1980) 与Stein (1992) 通过信息经济学的角度阐述了当公司各利益相关者在信息不对称的情况下, 可转换债券的发行对纠正这种情况有正向影响的原因。Jensen和Meckling (1976) 认为, 在某些存在着严重委托代理问题的公司中, 由于管理者享有公司的管理权却并不拥有所有权, 使得他们存在偷懒和过分在职消费的倾向。由于过度投资不一定能够带来公司利润的提高, 但可以为管理者带来更多花钱的借口和更大的权力范围, 所以为了谋取更高的期权收益以及职业声望, 管理层还有过度投资的倾向。Jensen (1986) 认为, 由于委托代理问题广泛存在造成的负面影响意味着一个上市公司为了限制管理层的不当行为必须引进某种机制, 如通过人为的调节公司资产结构, 引入负债通过利息费用的增加减小现金流量, 而这一观点也已成为现代金融体系建设者的共识。然而庞大的负债将会提高公司的财务风险, 财务杠杆的提高则意味着破产可能性的提高, 使得公司价值蒙受损失。由于可转换债券天然的双重属性, 附带赎回条款的可转换债券如果设计合理, 能够充分抑制管理层的不当行为
(二) 国内研究
黄少安和张岗 (2001) 在研究指出, 我国公司进行股权融资的单位资本成本远远低于债务融资资本, 其中股权融资单位资本成本为2.42%, 而我国对可转换债券利率的期望平均低于2%, 低于同期的存款利率。王一平、段勇勤 (2005) 基于2000年至2003年的数据, 对发行可转换债券的上市公司发行前后一年的股价绩效和风险的变化进行了研究。研究指出可转换债券的发行公司其股票收益率均高于对照组公司, 且一直呈现上升的趋势。柴宇 (2012) 选择2007年和2008年发行可转换债券的上市公司作为研究对象, 并为其选择了未发行可转换债券的公司作为对照组。其研究结果指出:与对照公司相比, 样本组公司的财务绩效在发行后出现了下滑的趋势, 可转换债券的发行并没有起到改善公司绩效的作用。周昆 (2012) 选择2009年到2010年在沪深两市进行再融资的公司作为研究的样本, 对各样本公司的再融资绩效进行了研究。其研究指出, 可转换债券是上市公司进行再融资的最优选择, 且当利率越低时, 其优势越明显。
三、研究设计
(一) 研究假设
(1) 代理成本。经典财务管理理论认为, 由于可转换债券天然的双重属性, 所以相对而言投资不足的时候投资者就会追加投资, 但是过度投资的时候就又会进行资本的撤销, 所以其代理成本相对较少, 从而可以对公司绩效的提升产生积极的作用。然而, 对代理成本量化确实十分困难的。根据委托代理理论, 管理者与所有者目标函数不同, 所有者追求的是股东利益最大化, 显而易见这与管理者的追求并不总是一致的, 因为管理者追求的是任期内收入最大化、并且希望自己能够在任职期内消费最大化的同时能够提高自己的业界剩余。管理者为达到自身目标最大化必然需要庞大的自由现金从而对其进行支持。为此, 本文提出假设1:
假设1:我国上市公司发行可转换债券前一年的自由现金流量与公司长期财务绩效的变化成负相关关系
(2) 上市公司普遍存在盈余管理现象。此处的“盈余管理”是指有目的的干预对外财务报告, 以获取私人利益的行为。盈余管理的行为广泛存在于上市公司的行为之中, 而当上市公司进行融资时, 为满足监管机构对融资行为的准入机制, 更使盈余管理的行为更加严重。然而从一个较长的期间来看, 由于盈余管理本身并不会产生实际的盈利, 操纵的利润必会逐年转回, 因此就会出现融资后长期财务绩效下滑的现象。为此, 本文提出假设2:
假设2:发行当年公司净资产收益率与之前一年相比, 其变化幅度与发行后公司长期财务绩效的变化呈负相关关系
(3) 融资存在盲目性, 且效率低下。由于现代财务管理理论并没有深入到上市公司管理层意识之中, 导致长期以来上市公司普遍存在对投资项目的可行性研究不重视现象的存在, 而投资环节的缺陷则会导致融资的盲目和效率低下。在我国, 大多数上市公司是按照政策规定的上限, 而不是根据投资需求确定融资额。为此, 本文提出假设3:
假设3:发行公司募集资金比例与发行后公司长期财务绩效变化呈负相关关系
(4) 投资水平。此处“投资”是指对经营性长期资产的投资, 而非对金融资产的投机行为。上文中提到, 我国上市公司普遍存在资金闲置问题, 其原因是上市公司普遍存在对投资项目的可行性研究不够重视的现象。如果上市公司将募集来的资金合理的使用在生产经营活动中, 那么公司长期财务绩效将会得到提升。为此, 作为假设3的补充, 本文提出假设4:
假设4:发行公司发行后的投资水平受到了有效的限制, 随着投资水平的提高公司的长期财务绩效也呈现增长的趋势
(5) 公司规模。一般而言, 随着公司规模的扩大, 公司的股票就会具有更多的价值, 并且公司规模越大, 信息不对的情况称一般就会比较轻。另一方面, 从债权的角度来看, 公司规模越大还意味公司偿债能力越高, 破产的可能性越小。以上两个方面的影响都能够对公司长期财务绩效的提升带来好处。而原红旗 (2004) 的研究也指出, 公司规模对配股后公司长期绩效的变化具有重要的解释能力。提出假设5:
假设5:发行前公司规模与发行后公司长期财务绩效的变化呈正相关关系
(二) 样本选择及数据选取
本文选择的样本组具有典型性, 具体而言它们是2002年1月至2010年12月之间发行可转换债券的公司所具有的发行数据。选择这个期间内的公司是由于以下原因:2002年之前国内发行可转换债券的上市公司数量较少, 且发行行为多不规范;自2001年12月《关于做好上市公司可转换债券发行工作的通知》颁布以来, 规范可转换债券发行的政策文件一致保持稳定, 并没有大的变动;我国上市公司发行可转换债券的行为大多集中在这个时间段, 这样选择也是为了尽可能多的搜集样本。选取的对照组公司应基本满足以下基本条件:为上市公司, 且与样本组公司处于同一行业。行业的分类以证监会于2001年3月6日颁布的《上市公司行业分类指引》为准。由于样本组公司属于制造业的公司较多, 所以在选择对照样本时, 将二级 (或次级) 分类作为依据, 而其他行业的对照样则以一级分类作为标准。对照组公司应为非ST或*ST公司;对照组公司在发行前两年内应未实施发行债券、增发、配股等再融资行为。参照Loughran和Ritter (1998) 的选择方法, 以下列程序选择对照组公司:控制行业的类别, 选择与可转换债券发行公司行业代码相同的非ST及*ST公司;控制公司的总资产规模, 选取在样本组公司发行可转换债券前三年内没有发行债券、配股、增发, 且总资产介于样本组公司总资产70%至130%之间的公司;控制盈利能力, 选择在样本组公司发行可转换债券前一年的资产报酬率 (ROA) 介于样本组公司ROA的90%至110%之间, 且差异最小的公司作为对照组公司。本文可转换债券的发行数据通过上海证券交易所、深圳债券交易所、巨潮资讯网网站整理得出。
(三) 变量定义
(1) 因变量。本文为了衡量公司长期财务绩效, 从公司的财务指标上着手进行了分析, 并且对上市公司盈利能力进行了详细的考察, 并且在之后扩展到对公司的偿债能力和成长能力这些指标的研究上, 具体选取流动比率、资产负债率、应收账款周转率、总资产周转率、净资产收益率、扣除非经常性损益后的净利润率、总资产收益率、每股收益、主营业务收入增长率、净资产增长率、净收益增长率等11个指标, 作为主要的绩效考察指标。其中盈利能力对应净资产收益率、扣除非经常性损益后的净利润率、总资产利润率、每股收益, 偿债能力对应流动比例、资产负债率、应收账款周转率、总资产周转率, 成长能力对应主营业务收入增长率、净资产增长率、净收益增长率。 (2) 自变量。自变量选取如表 (1) 。
(四) 模型建立
以上已经说明可转换债券和公司的绩效之间的相互关系, 那么在发行之后, 还有什么因素影响着公司绩效, 本文提出的Hl、H2、H3、H4和H5五个假设, 设计如下回归方程:
⊿Z是可转换债券发行后的绩效变化。其余定义如表 (1) 。
四、实证检验分析
(一) 描述性统计
由于考虑到样本数量测限制, 且可转换债券发行公司分处在各个行业, 而各行业由于其行业本身性质的差别, 使得各指标之间差异较大, 因此本文选择稳健性较好的中位数指标反映样本的平均水平。表 (2) 可以看出除总资产周转率和资产负债率之外, 其余各项指标可转换债券样本组公司发行当年及后一年的中位数均优于对照组公司的中位数, 这一方面是由于发行可转换债券有着严格的准入机制, 所以使得发行可转换债券的公司大都为本行业内业绩较优秀的公司, 另一方面则是由于发行可转换债券确实对改善公司长期财务绩效有着正面的影响。
提取方法:主成分分析
提取方法:主成分分析.a.提取了4个主成分.
a基于正秩b基于负秩*表示在10%显著水平下显著
(二) 主成分分析
(1) 计算可转换债券发行前一年各样本公司治理绩效的综合得分。如上文所述, 本文选取下列共11个原始指标分别为:流动比率、资产负债率、应收账款周转率、总资产周转率、净资产收益率、扣除非经常性损益后的净利润率、总资产收益率、每股收益、主营业务收入增长率、净资产增长率、净收益增长率。指标与符号对应关系见表 (3) 。
首先将样本公司发行前一年公司长期财务绩效的原始指标Xl、X2…X11进行主成分分析。在此处, 之前研究多是采用逐年分组分别进行主成分分析, 由于各年数据差异以及样本数量的限制, 可能会造成各年各组之间综合绩效得分评判的依据不同, 因此本文在此统一对样本组和对照组三年的数据进行主成分分析, 以使得到综合绩效得分更具有代表性。从表 (4) 可以看出, 存在四个较大的特征值, 分别为3.097、2.135、1.619、1.263, 它们的贡献率分别为26.456%、22.787%、19.935%、14.453%, 它们的主成分贡献率达到83.626%, 解释了足够的样本信息, 因此本文提取了4个主成分F1、F2、F3、F4。见表 (5) 。根据各主成分得分矩阵, 可以用函数式计算各主成分的得分,
其中, F1=-0.164X1+0.034X2-0.008X3+0.24X4+0.686X5+0.504X6
由各主成分的得分可用下式求出各可转换债券样本组公司在可转换债券发行前后长期财务绩效的综合得分:
其中:Z表示样本公司在可转换债券发行前后长期财务绩效的综合得分, Fi表示样本公司的第i个主成分的得分, i的取值为1、2、3、4。
(2) 主成分分析结果检验由于样本的数量较少, 所以本文选择采用稳定性较好的两两配对样本非参数检验中的Wilcoxon符号秩检验 (Wilcoxon signed-rank test) 作为检验工具, 对可转换债券样本组公司和对照组公司长期财务绩效综合得分进行检验, 其结果见表 (6) 。由表 (6) 可知, 可转换债券样本组公司的长期财务绩效综合得分在可转换债券发行之前一年、当年以及之后一年的中位数分别为-0.1178716、-0.0903269、-0.0853806, 可见可转换债券样本公司的长期财务绩效呈逐步提高的趋势, 并且从Wilcoxon符号秩检验的伴随概率的角度来看, 可转换债券发行前后三年的长期财务绩效综合得分的配对结果, 其检验概率在10%显著水平下都是显著地, 这说明可转换债券发行公司的长期财务绩效随着可转换债券的发行得到了一定的提升。
(三) 相关性分析
在进行回归分析之前, 首先要确定自变量之间不存在共线性问题, 通过Pearson检验的相关系数可知:自变量之间不存在显著地共线性问题。检验结果见表 (7) 。
(四) 回归分析
绩效变化影响因素回归分析见表 (8) 。自由现金流FCF_A在可转换债券发行后的长期财务绩效变化的回归分析中, 其回归系数为-19.876, 并在5%显著水平下显著, 表明公司代理成本与发行后公司长期财务绩效的变化呈负相关关系, 即代理成本越大, 可转换债券发行后公司长期财务绩效下滑的趋势就越严重, 证明了本文的假设1。盈余管理RUNUP的回归系数的计算主要是基于可转换债券发行以后对公司在长期之中的财务绩效进行分析而得出的, 其具体的数值是-34.254, 而且在10%的是水平下具有明显的变化, 结果显示发行前公司绩效增长幅度与发行后公司长期财务绩效呈负相关关系, 证明了本文的假设2。说明发行公司在可转换债券发行前确实存在通过盈余管理来满足发行准入条件的现象。投资水平INV_A在可转换债券发行的长期财务绩效变化的回归分析中, 其回归系数为2.672, 但是在10%的显著水平下并不是显著的, 这表明虽然公司在可转换债券发行后投资水平与可转换债券发行后公司长期财务绩效呈正相关关系, 但是这种影响并不显著, 因而并不能对本文的假设3提供支持。这是由于对经营性长期资产进行投资, 其为公司带来利益是一个长期的过程, 而本文由于研究条件的限制, 还不能对较长的期间进行观察, 因而才会出现不显著的情况。募集资金比例SEO_NA在可转换债券发行的长期财务绩效变化的回归分析中, 其回归系数为-14.378, 即募集资金比例会对发行后公司长期财务绩效产生负面的影响。但是在10%的显著水平下并不显著, 这表明公司发行可转换债券虽然存在圈钱的倾向, 但是这种影响并不显著, 这由于在发行可转换债券前, 对上市公司需有严格的审查机制, 在一定程度上杜绝了这种行为的产生。因此, 并不能对本文假设4提供支持。
五、建议
(一) 从自身条件出发, 做好分析工作
上市公司在通过可转换债券融资前应当从自身条件出发, 进行全盘考虑, 做好规划工作。在发行可转换债券之前, 发行公司有必要对公司自身的财务状况和公司治理状况作出考核与评价, 要对各种影响因素进行综合分析, 不但要考虑公司内部的具体状况, 还要考虑到外部宏观环境的变化, 不要盲目跟风发行可转换债券。对于公司内部环境, 公司应当对当前及未来的经营和财务状况作出正确的分析和认识, 在重点考察公司承受能力的基础上, 评估可转换债券的发行对公司可能造成的影响, 不仅如此, 还要对各种突发事件进行及时的内部调整和消化, 形成良好的应急机制。对于外部环境, 公司应当从总体上有所把握, 应对国家出台的相关政策文件适当关注, 并对未来证券市场的走势作出一定的分析和预测。只有同时处理好内外两个方面, 才能保证公司目标的实现, 促使公司绩效的提升。
(二) 选择恰当的发行时机
对于选择恰当的发行时机来说, 公司也应当从内部和外部两个方面来考虑。站在公司内部的角度, 当公司出现资金短缺时, 将会对筹资资金产生迫切的需求, 如果公司的股价处于被低估的状态, 根据信息不对称理论和优序融资理论, 此时不应采用股权融资的方式;如果此时公司业绩不甚理想, 那么采用普通的债务融资手段, 例如银行借款或发行一般公司债券, 将会造成财务风险的增加, 那么在这种情况下, 可转换债券的优势就比较明显了。并且新的投资项目的建设期都比较长, 而且一旦投产期收益提升比较明显, 通过可转换债券进行融资也比较有利。站在公司外部的角度, 从宏观的角度来看, 当新的经济周期开始, 新的增长期到来, 利率水平较低, 证券市场开始回暖时, 较为适合通过可转换债券进行融资。之所以如此, 是由于可转换债券作为纯债券的票面利率低于普通债券, 对发行公司而言融资成本较低, 而证券市场的回暖又会造成公司股票价格上升, 能够起到促使可转换债券持有人转股的作用。如果在此时通过可转换债券进行融资, 当前的发行和未来的转股都是较为容易的。
(三) 合理设计发行条款
对于可转换债券而言, 发行条款的设计是否合理, 是发行公司能否取得成功的关键。因为合理的发行条款不仅能够帮助发行公司筹集到足够的资金, 而且还能降低发行公司的代理成本, 抑制委托代理问题的发生。在设计发行条款时, 首先要确定合理的转换期限, 因为合理的转换期限可以帮助公司应对市场的变化。其次, 要设计合理的转换价格。由于转股价格的高低直接关系到可转换债券能够成功转股, 转股价格与预期股价相差过高或过低都会使发行公司遭受损失。转股价格过高, 则持有人则不会转股, 而转股价格过低又会使发行公司及其原股东蒙受损失。因此合理的转股价格非常重要。
摘要：本文选择可转换债券融资行为作为研究对象, 通过分析对比可转换债券发行后样本组公司与对照组公司绩效指标的变化趋势, 分析得出样本组公司与对照组公司各年的长期财务绩效综合得分, 并对样本组公司的长期财务绩效综合得分进行威尔克森符号秩检验, 验证二者是否具有显著差异;最后通过回归分析找出造成样本组公司长期财务绩效得分变化的原因。
关键词：可转换债券,长期财务绩效
参考文献
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