我國(guó)上市公司并購(gòu)議價(jià)能力的量化研究

趙瑋

(西安交通大學(xué)經(jīng)濟(jì)與金融學(xué)院，陜西 西安 710061)

引言

伴隨著我國(guó)經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展，上市公司的并購(gòu)事件呈現(xiàn)逐年增加的趨勢(shì)，并購(gòu)次數(shù)在2003～2013年間增長(zhǎng)了約2倍多，從2003年的298例增長(zhǎng)至2013年的699例，從尤其是在2008年金融危機(jī)以后增長(zhǎng)更為迅速1。可見(jiàn)，并購(gòu)活動(dòng)在我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展中占據(jù)越來(lái)越重要的地位。由于并購(gòu)在深化國(guó)有體制改革，改善資源配置，提升企業(yè)經(jīng)營(yíng)效率等方面發(fā)揮著舉足輕重的作用，是實(shí)現(xiàn)國(guó)家產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)和企業(yè)擴(kuò)張的重要方式，因此我國(guó)政府非常重視并購(gòu)活動(dòng)在經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展中所發(fā)揮的作用。特別是在我國(guó)實(shí)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整與升級(jí)的當(dāng)下，并購(gòu)活動(dòng)顯得愈發(fā)重要。

縱觀我國(guó)企業(yè)并購(gòu)活動(dòng)，雖然影響并購(gòu)效果的因素有很多，但并購(gòu)成交價(jià)格的確定無(wú)疑是并購(gòu)活動(dòng)的關(guān)鍵所在。并購(gòu)成交價(jià)格體現(xiàn)了并購(gòu)雙方相關(guān)利益角逐，它既是并購(gòu)成功與否的關(guān)鍵，又影響著并購(gòu)后企業(yè)經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)。因而并購(gòu)雙方都希望制定一個(gè)使自己利益達(dá)到最大的價(jià)格。并購(gòu)雙方之間成交價(jià)格的確定，最重要的是雙方的談判，而買賣雙方的談判能力又離不開(kāi)所掌握的信息。目前，我國(guó)大多并購(gòu)事件表明成交價(jià)格對(duì)并購(gòu)成敗至關(guān)重要，而并購(gòu)雙方的討價(jià)還價(jià)能力則是獲得合理成交價(jià)格的關(guān)鍵所在，因此，有必要對(duì)企業(yè)并購(gòu)價(jià)格的議價(jià)能力進(jìn)行深一步的研究。

迄今為止，國(guó)內(nèi)外學(xué)者圍繞并購(gòu)價(jià)格進(jìn)行了較為深入的研究，相關(guān)內(nèi)容大致可歸結(jié)如下：第一，影響并購(gòu)價(jià)格的因素。現(xiàn)有文獻(xiàn)或是從并購(gòu)雙方和市場(chǎng)因素來(lái)考察該問(wèn)題，主要強(qiáng)調(diào)了目標(biāo)公司的規(guī)模、企業(yè)性質(zhì)、戰(zhàn)略目標(biāo)、交易地位等因素的重要性(Robins和Wiersema，1995；Shelton，1988)[13][14]；或是從財(cái)務(wù)狀況和交易特征視角，研究了目標(biāo)方的抵制或是支持策略、目標(biāo)方的行業(yè)特征、目標(biāo)方的經(jīng)營(yíng)效率和競(jìng)爭(zhēng)力、交易的支付方式以及交易比率對(duì)并購(gòu)價(jià)格的影響(Gondhalekar et al.，2004；Laamanen，2007；Raman和Tamayo，2013；范從來(lái)和袁靜，2002；劉笑萍等，2009)[5][8][12][17][22]；或是研究了管理層和公司治理對(duì)并購(gòu)價(jià)格的影響，如目標(biāo)公司的股權(quán)結(jié)構(gòu)、第一大股東持股比例、管理層持股比率、高管的人口統(tǒng)計(jì)學(xué)特征和認(rèn)知特征等因素(Moeller，2005；馮根福和吳林江，2001；李善民和朱滔，2005)[9][18][19]。也有部分學(xué)者從其他并購(gòu)參與者的視角展開(kāi)分析，如財(cái)務(wù)顧問(wèn)數(shù)量與質(zhì)量、政府參與、連鎖董事的存在(Chahine和Ismail，2009；李增泉等，2005；潘洪波和余明桂，2011；陳仕華和盧昌崇，2013)[2][20][24][16]。第二，關(guān)于并購(gòu)溢價(jià)的研究。國(guó)內(nèi)外關(guān)于并購(gòu)溢價(jià)的研究主要集中于并購(gòu)動(dòng)因與并購(gòu)溢價(jià)關(guān)系以及并購(gòu)溢價(jià)的影響因素兩個(gè)方面。Slusky和Caves(1991)[15]認(rèn)為并購(gòu)溢價(jià)的部分動(dòng)因可由代理動(dòng)機(jī)因素與財(cái)務(wù)協(xié)同效應(yīng)解釋。Hayward和Hambrick(1997)[6]指出CEO的過(guò)度自信與并購(gòu)溢價(jià)高度相關(guān)。國(guó)內(nèi)學(xué)者朱寶憲和朱朝華(2003)[25]從并購(gòu)雙方公司的財(cái)務(wù)指標(biāo)對(duì)影響并購(gòu)溢價(jià)的影響因素進(jìn)行了研究。

可見(jiàn)，國(guó)內(nèi)關(guān)于上市公司并購(gòu)價(jià)格的研究主要集中在定價(jià)、溢價(jià)以及影響因素等方面，而有關(guān)我國(guó)上市公司并購(gòu)議價(jià)方面的研究幾不可見(jiàn)。我國(guó)上市公司并購(gòu)議價(jià)能力如何？能否通過(guò)討價(jià)還價(jià)能力而為自己爭(zhēng)取到較大剩余？對(duì)這一問(wèn)題，本文給于相應(yīng)研究。

理論分析與建模

在并購(gòu)交易市場(chǎng)中，主并購(gòu)方企業(yè)與被并購(gòu)方企業(yè)都擁有對(duì)方所沒(méi)有的私人信息，并購(gòu)雙方具有一定的信息不對(duì)稱性。并購(gòu)雙方通過(guò)討價(jià)還價(jià)達(dá)成最終的并購(gòu)交易價(jià)格，顯然雙方均有一個(gè)自己可承受的價(jià)格底線，即主并購(gòu)方企業(yè)具有一個(gè)它能夠接受的最高價(jià)格；被并購(gòu)方存在一個(gè)它能接受的最低價(jià)格，而這個(gè)最高價(jià)格與最低價(jià)格之差定義為“剩余”2。顯然，最終并購(gòu)交易價(jià)格依賴于雙方利用信息進(jìn)行博弈的結(jié)果，而剩余的分配主要取決于并購(gòu)雙方的討價(jià)還價(jià)能力。本文對(duì)并購(gòu)雙方的議價(jià)能力進(jìn)行了測(cè)度，主要方法為Kumbhakar et al.(2009)[7]提出的雙邊隨機(jī)邊界模型。

P—代表并購(gòu)方企業(yè)所能接受的最高價(jià)格，P—為被并購(gòu)方企業(yè)所能接受的最低價(jià)格，則并購(gòu)雙方經(jīng)過(guò)討價(jià)還價(jià)形成的成交價(jià)格P應(yīng)當(dāng)滿足如下條件：P—≤P≤P—，借鑒Polachek and Yoon(1987,1996)[10][11]與Gaynor and Polachek(1994)[4]的研究，假設(shè)成交價(jià)格P滿足下式：

每筆交易中，影響并購(gòu)雙方討價(jià)還價(jià)能力的因素不盡相同，但當(dāng)交易次數(shù)非常多時(shí)，我們可以估計(jì)出并購(gòu)雙方的底線價(jià)格P—和P—，以及給定交易個(gè)體基本特征x下的“公允價(jià)格”：f(x)=E(τ|x)，并且其滿足條件：P—≤f(x)≤P—。需要說(shuō)明的是式(1)是一個(gè)典型的價(jià)格配比問(wèn)題，而Acemoglu和Shimer(2000)[1]以及Flinn(2006)[3]研究了這種有效的配比價(jià)格問(wèn)題，均認(rèn)為這種價(jià)格是已知的或客觀存在并服從某種分布。由于并購(gòu)活動(dòng)的復(fù)雜性導(dǎo)致找到一個(gè)先驗(yàn)性的“公平合理”的價(jià)格是十分困難的，因此事先假設(shè)公允價(jià)格不可知，但卻客觀存在，并且該價(jià)格由并購(gòu)交易的特征所決定。因此確定好了影響并購(gòu)交易特征因素后，利用雙邊隨機(jī)邊界模型估計(jì)出這些因素前面系數(shù)，則此價(jià)格便可以計(jì)算出來(lái)。被并購(gòu)方企業(yè)會(huì)竭盡全力提高成交價(jià)格，而主并購(gòu)方公司則希望降低成交價(jià)格。以公允價(jià)格為基準(zhǔn)，式(1)可以分解為：

顯然式(2)由三個(gè)部分構(gòu)成：第一部分為給定并購(gòu)交易特征x下的公允價(jià)格f(x)；第二部分λ[P—-f(x)]表示被并購(gòu)方企業(yè)憑借自己的議價(jià)能力所獲得的剩余；第三部分(1-λ)[f(x)-P—]表示主并購(gòu)方公司通過(guò)議價(jià)能力所獲得的剩余，第二部分與第三部分之和為總剩余，也就是前面我們定義的“剩余”。由于每筆并購(gòu)其交易價(jià)格都圍繞公允價(jià)格上下波動(dòng)，所以式(2)中議價(jià)能力因素可以寫(xiě)成如下形式：

式(3)是一個(gè)典型的雙邊隨機(jī)前沿模型，盧洪友等(2011)[23]和劉海洋(2013)[21]等學(xué)者均采用該方法估計(jì)了不同市場(chǎng)中的議價(jià)能力。其中，f(x)=x'iβ，β是待估系數(shù)向量，xi為樣本個(gè)體特征向量，由用來(lái)刻畫(huà)單筆并購(gòu)交易特征的變量構(gòu)成。干擾項(xiàng)wi為式(2)中的第二部分，即被并購(gòu)方企業(yè)所獲得的剩余，并且wi≥0。而干擾項(xiàng)ui對(duì)應(yīng)著(2)中的第三部分，表示主并購(gòu)方公司所獲剩余，并且ui≥0。由上述分析可知干擾項(xiàng)ui和wi都具有單邊分布的特征，因此假設(shè)二者均服從指數(shù)分布，即：ui～exp(σu，σ2u)，wi～exp(σw，σ2w)。而vi是一般意義上的隨機(jī)干擾項(xiàng)，我們?cè)O(shè)其服從正態(tài)分布vi～N(0，σ2v)。式(3)利用最大似然估計(jì)法來(lái)估計(jì)，根據(jù)上述假定可推導(dǎo)出復(fù)合干擾項(xiàng)?i的概率密度函數(shù)如下：

其中，φ(·)和Φ(·)分別為標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布的概率密度函數(shù)和累積分布函數(shù)，其它參數(shù)的設(shè)定如下：

由此，我們可以得第i個(gè)觀測(cè)值所對(duì)應(yīng)的對(duì)數(shù)似然函數(shù)，表示如下：

其中，θ={β,σv , σu , σw}為待估參數(shù)，通過(guò)上式最大化可以求得所有待估參數(shù)。得到參數(shù)之后便可以推導(dǎo)出并購(gòu)成交價(jià)格形成過(guò)程中的ui和wi的條件分布，從而得出ui和wi的條件期望如下：

式(6)的估計(jì)結(jié)果代表了第i起并購(gòu)事件的主并購(gòu)方上市公司通過(guò)議價(jià)能力所獲得的剩余，而式(7)的估計(jì)結(jié)果則表示第i起并購(gòu)事件的被并購(gòu)方企業(yè)通過(guò)討價(jià)還價(jià)能力所獲得的剩余?？梢?jiàn)我們無(wú)需事前假設(shè)并購(gòu)雙方的議價(jià)能力，完全由模型的估計(jì)結(jié)果給定。而并購(gòu)雙方議價(jià)能力導(dǎo)致成交價(jià)格與公允價(jià)格的偏離程度則由式(6)與式(7)之差獲得，也就是凈剩余。凈剩余NS可表示為：

研究數(shù)據(jù)與變量設(shè)計(jì)

一、數(shù)據(jù)來(lái)源

本文以我國(guó)跨國(guó)并購(gòu)交易為研究對(duì)象，研究需要的跨國(guó)并購(gòu)數(shù)據(jù)來(lái)自國(guó)泰安(CSMAR)子數(shù)據(jù)庫(kù)“中國(guó)上市公司并購(gòu)重組研究數(shù)據(jù)庫(kù)”。樣本篩選過(guò)程如下：(1)刪除包含未披露數(shù)據(jù)的樣本；(2)刪除樣本區(qū)間內(nèi)被ST或PT的公司；(3)刪除并購(gòu)交易總價(jià)低于1000元或者金額缺失的樣本；(4)若在某一會(huì)計(jì)年度，某一主并購(gòu)方企業(yè)發(fā)生多于一次并購(gòu)，則僅本年度交易規(guī)模最大并購(gòu)事件入選樣本；(5)同一家主并購(gòu)方上市公司在不同年度發(fā)生的并購(gòu)交易，則分別作為不同的樣本計(jì)入相應(yīng)年度的樣本；(6)多家上市公司聯(lián)合進(jìn)行的并購(gòu)，則分別作為兩個(gè)數(shù)據(jù)計(jì)入樣本。經(jīng)過(guò)篩選后，共得到5119個(gè)觀測(cè)樣本。本文計(jì)量軟件主要是STATA11.0。

二、個(gè)體特征變量的確定

為了衡量公允價(jià)格，必須要選取并購(gòu)交易個(gè)體特征變量?？紤]到數(shù)據(jù)的可獲得性，本文選擇如下并購(gòu)交易特征變量，這些變量對(duì)應(yīng)式(3)中的向量xi：(1)List，被并購(gòu)方企業(yè)上市虛擬變量，如果目標(biāo)公司為上市公司則List等于1，否則等于0。(2)Abroad，海外并購(gòu)虛擬變量，若被并購(gòu)方企業(yè)所屬國(guó)家不是中國(guó)，則Abroad等于1，否則等于0。(3)Assetm，資產(chǎn)收購(gòu)虛擬變量，如果并購(gòu)重組類型為資產(chǎn)收購(gòu)時(shí)Assetm等于1，否則等于0。(4)Btype，標(biāo)的類型虛擬變量，若標(biāo)的類型為資產(chǎn)標(biāo)的時(shí)Btype等于1，否則等于0。(5)Major，重大資產(chǎn)重組虛擬變量，若交易事件構(gòu)成重大資產(chǎn)重組則Major等于1，否則等于0。(6)Cash，現(xiàn)金支付虛擬變量，如果并購(gòu)事件的支付方式為現(xiàn)金支付則Cash等于1，否則等于0。(7)Stock，股票支付虛擬變量，如果支付方式為股票支付則Stock等于1，否則等于0。將上述7個(gè)變量帶入式(3)便得到雙邊隨機(jī)邊界模型如下：

表1 所涉及變量的統(tǒng)計(jì)性描述

本文所涉及變量的統(tǒng)計(jì)性描述如表1所示。由表1可知，并購(gòu)成交價(jià)格的對(duì)數(shù)lnValue的最大值為26.11，而最小值僅為8.359，標(biāo)準(zhǔn)差為1.887，這表明我國(guó)上市公司并購(gòu)成交價(jià)格存在比較明顯的差異。變量List、Abroad的均值分別為0.0260與0.0520，表明在所用并購(gòu)交易中，僅有2.6%的并購(gòu)交易其被并購(gòu)方為上市公司，存在5.2%的并購(gòu)為跨國(guó)并購(gòu)，可見(jiàn)我國(guó)上市公司大多傾向于兼并非上市企業(yè)，而且國(guó)內(nèi)并購(gòu)數(shù)量遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于跨國(guó)并購(gòu)數(shù)量。此外，變量Assetm、Btype、Major、Cash以及Stock的均值分別為0.965、0.352、0.0400、0.900和0.0580，表明樣本并購(gòu)事件中，96.5%的并購(gòu)為資產(chǎn)收購(gòu)，約35%的并購(gòu)事件其標(biāo)的類型為資產(chǎn)標(biāo)的、4%的并購(gòu)為重大資產(chǎn)重組以及90%的并購(gòu)其支付方式為現(xiàn)金支付，股票支付僅占了5.8%。

實(shí)證結(jié)果及分析

本節(jié)在公允價(jià)格因素分析的基礎(chǔ)上，通過(guò)估計(jì)雙邊隨機(jī)邊界模型式(9)和總方差分解，測(cè)度了并購(gòu)雙方在成交價(jià)格形成過(guò)程中的議價(jià)能力以及雙方所獲得的剩余。首先，給出全樣本情況下的回歸結(jié)果，然后分析我國(guó)上市公司在國(guó)內(nèi)并購(gòu)交易與跨國(guó)并購(gòu)交易中議價(jià)能力的差異。

表2 雙邊隨機(jī)邊界模型估計(jì)結(jié)果(全樣本)

一、雙邊隨機(jī)邊界模型的估計(jì)：全樣本

1.公允價(jià)格的影響因素

利用包含5119例并購(gòu)交易的全樣本數(shù)據(jù)，對(duì)式(9)進(jìn)行估計(jì)，結(jié)果呈現(xiàn)于表2中。其中，模型1是利用OLS進(jìn)行估計(jì)的結(jié)果，模型2至模型5為均是雙邊隨機(jī)邊界模型的結(jié)果。模型3考慮了年度效應(yīng)，模型4考慮了行業(yè)效應(yīng)，而模型5同時(shí)控制了年度和行業(yè)變量。

從回歸結(jié)果看，模型1中，方差膨脹因子均值為1.59，通過(guò)多重共線性檢驗(yàn)。調(diào)整后的擬合度接近2，表明本文所選的解釋變量的擬合效果較好。與其他模型相比，模型5的LL值與LR值均為最大值，因此，隨后的方差分解和效應(yīng)分析都根據(jù)模型5的估計(jì)結(jié)果展開(kāi)。

由模型5的估計(jì)結(jié)果可知，變量List、Abroad、Assetm、Btype、Major和Stock均在5%或1%的顯著水平與價(jià)格顯著正相關(guān)。被并購(gòu)方企業(yè)為上市公司、跨國(guó)并購(gòu)、資產(chǎn)收購(gòu)、資產(chǎn)標(biāo)的、重大資產(chǎn)并購(gòu)重組以及股票支付的并購(gòu)交易，更有可能面臨著一個(gè)較高的成交價(jià)格。而現(xiàn)金支付虛擬變量的系數(shù)是負(fù)的并且與被解釋變量高度相關(guān)，表明現(xiàn)金支付的并購(gòu)交易更有可能面臨一個(gè)較低的成交價(jià)格。

2.方差分解：并購(gòu)雙方的議價(jià)能力對(duì)成交價(jià)格的影響程度

表3說(shuō)明了并購(gòu)雙方議價(jià)能力對(duì)成交價(jià)格形成的影響情況。由表3可知，主并購(gòu)方企業(yè)議價(jià)能力對(duì)于成交價(jià)格的負(fù)向效應(yīng)達(dá)到0.9579，被并購(gòu)方企業(yè)討價(jià)還價(jià)能力對(duì)于成交價(jià)格的正向效應(yīng)為0.7623，因此二者的凈效果為E(u-w)=σu-σw=0.1956，顯然，并購(gòu)雙方議價(jià)能力的綜合效應(yīng)為正值，表明主并購(gòu)方企業(yè)比被并購(gòu)方企業(yè)的議價(jià)能力更強(qiáng)。整體而言，雙方的討價(jià)還價(jià)能力會(huì)導(dǎo)致一個(gè)相對(duì)于公允價(jià)格更低的價(jià)格。從方差分解結(jié)果看，表明整體議價(jià)能力對(duì)成交價(jià)格的總影響中，主并購(gòu)方公司的議價(jià)能力在議價(jià)能力的總影響中高達(dá)61.23%；而被并購(gòu)方企業(yè)對(duì)成交價(jià)格的貢獻(xiàn)為38.77%。此外，lnValue無(wú)法解釋部分的總方差(σ2v+σ2u+σ2w)為2.6501，這其中56.55%的部分由并購(gòu)雙方議價(jià)能力對(duì)成交價(jià)格的影響所貢獻(xiàn)。

表3 方差分解(全樣本)

3.并購(gòu)雙方議價(jià)能力導(dǎo)致成交價(jià)格偏離程度

下面估算并購(gòu)雙方的議價(jià)能力使成交價(jià)格相對(duì)于公允價(jià)格的偏離程度。偏離度分別為E(u|?)和E(w|?)，分別代表主并購(gòu)方公司議價(jià)能力與被并購(gòu)方企業(yè)議價(jià)能力使成交價(jià)格偏離公允價(jià)格的百分比，這兩個(gè)數(shù)值由式(6)和式(7)估計(jì)出來(lái)。而在并購(gòu)雙方共同作用下成交價(jià)格相對(duì)于公允價(jià)格的偏離程度可通過(guò)估計(jì)式(8)來(lái)獲得。表4給出了全樣本的估計(jì)結(jié)果，平均而言，主并購(gòu)方上市公司的討價(jià)還價(jià)能力使成交價(jià)格比公允價(jià)格降低48.9%，而被并購(gòu)方企業(yè)的議價(jià)能力導(dǎo)致成交價(jià)格較公允價(jià)格高出43.3%，兩者的凈效果造成我國(guó)上市公司并購(gòu)價(jià)格低于公允價(jià)格5.6%。這意味著，總體來(lái)說(shuō)，我國(guó)上市公司的議價(jià)能力還是較強(qiáng)的，究其原因可能是未上市的被并購(gòu)方企業(yè)其盈利能力以及治理狀況均無(wú)法與上市公司相比(在本文樣本區(qū)間內(nèi)，僅有135家被并購(gòu)方企業(yè)是上市公司)，而主并購(gòu)方的上市公司比被并購(gòu)方企業(yè)掌握更多的信息。

此外，表4的4～6列還呈現(xiàn)了并購(gòu)雙方議價(jià)能力對(duì)成交價(jià)格影響的分布特征。由表4可知，我國(guó)上市公司在并購(gòu)價(jià)格的決定過(guò)程中的議價(jià)能力具有異質(zhì)性，同時(shí)，并非所有的上市公司在討價(jià)還價(jià)過(guò)程中都處于劣勢(shì)。具體而言，由第1四分位(Q1)的統(tǒng)計(jì)結(jié)果可知，在并購(gòu)過(guò)程中，全樣本中有1/4的上市公司被目標(biāo)企業(yè)獲取了11.7%的剩余。而從第3四分位(Q3)的統(tǒng)計(jì)結(jié)果來(lái)看，另有1/4的上市公司，在并購(gòu)過(guò)程中獲取了高達(dá)22.8%的剩余。

表4 并購(gòu)雙方議價(jià)能力和兩者凈效果的統(tǒng)計(jì)性描述(全樣本)

二、雙邊隨機(jī)邊界模型的估計(jì)：國(guó)內(nèi)并購(gòu)與跨國(guó)并購(gòu)

為了探尋結(jié)論在我國(guó)上市公司在國(guó)內(nèi)并購(gòu)市場(chǎng)與國(guó)外并購(gòu)市場(chǎng)中議價(jià)能力的異質(zhì)性，同時(shí)考慮到結(jié)論的穩(wěn)健性，將全樣本劃分為國(guó)內(nèi)并購(gòu)和跨國(guó)并購(gòu)兩組分別進(jìn)行雙邊隨機(jī)邊界模型的估計(jì)3。將樣本按照被并購(gòu)方企業(yè)所屬國(guó)別劃分為兩組后，國(guó)內(nèi)并購(gòu)組有4851個(gè)并購(gòu)事件，占總樣本的94.76%，相應(yīng)的跨國(guó)并購(gòu)組有268個(gè)并購(gòu)事件，占總樣本的5.24%。表5呈現(xiàn)了國(guó)內(nèi)并購(gòu)市場(chǎng)與跨國(guó)并購(gòu)市場(chǎng)中，并購(gòu)雙方討價(jià)還價(jià)中所獲得的剩余以及總剩余的比對(duì)結(jié)果。

由表5的結(jié)果可知，我國(guó)上市公司在實(shí)施國(guó)內(nèi)并購(gòu)與跨國(guó)并購(gòu)時(shí)，其通過(guò)議價(jià)能力所獲得的剩余存在明顯差異。具體而言，在國(guó)內(nèi)并購(gòu)市場(chǎng)中，我國(guó)上市公司面臨著接受一個(gè)低于公允價(jià)格的成交價(jià)格，即我國(guó)上市公司相對(duì)于被并購(gòu)方企業(yè)具備更強(qiáng)的議價(jià)能力，作為并購(gòu)方的上市公司經(jīng)討價(jià)還價(jià)后使得成交價(jià)格低于公允價(jià)格7.1%。而在跨國(guó)并購(gòu)市場(chǎng)中情況則完全相反。表5結(jié)果表明由于并購(gòu)雙方的議價(jià)能力的差距，我國(guó)上市公司需要比公允價(jià)格多支出5.5%的資金才能完成一例跨國(guó)并購(gòu)事件。這意味著我國(guó)上市公司在跨國(guó)并購(gòu)市場(chǎng)中討價(jià)還價(jià)能力較國(guó)外企業(yè)差，在談判過(guò)程中處于劣勢(shì)。究其原因，一方面，我國(guó)上市公司對(duì)國(guó)外目標(biāo)企業(yè)的未來(lái)盈利預(yù)期、品牌價(jià)值以及業(yè)務(wù)情況等都缺乏相應(yīng)的了解，對(duì)合作伙伴的業(yè)務(wù)水平更是了解甚微。同時(shí)，我國(guó)多數(shù)企業(yè)對(duì)海外目前企業(yè)所屬國(guó)當(dāng)?shù)氐恼谓?jīng)濟(jì)、文化法律、風(fēng)俗習(xí)慣甚至是語(yǔ)言都不熟悉，由此導(dǎo)致一系列管理摩擦或經(jīng)營(yíng)失誤而導(dǎo)致自己在價(jià)格談判過(guò)程中處于被動(dòng)地位，從而大大降低了跨國(guó)并購(gòu)交易中的討價(jià)還價(jià)能力。另一方面，我國(guó)上市公司跨國(guó)并購(gòu)主要以現(xiàn)金支付為主(全樣本中約90%以上的上市公司的支付方式為現(xiàn)金支付)，這無(wú)疑大大增加了并購(gòu)價(jià)格(成本)。與此同時(shí)，由于跨國(guó)并購(gòu)至少涉及兩種及以上的貨幣，因此本國(guó)貨幣與外國(guó)貨幣的強(qiáng)弱程度也會(huì)影響到并購(gòu)成本，從而影響到公司的討價(jià)還價(jià)能力。

表5 國(guó)內(nèi)并購(gòu)與跨國(guó)并購(gòu)議價(jià)能力的差異

此外，表5還報(bào)告了不同市場(chǎng)中，并購(gòu)雙方所獲得剩余以及總剩余的分布特征。在國(guó)內(nèi)并購(gòu)子樣本組中，第1四分位(Q1)上，并購(gòu)雙方通過(guò)討價(jià)還價(jià)能力所獲凈剩余為負(fù)，表明存在1/4的上市公司損失了9.9%的剩余。而從第3四分位(Q3)的統(tǒng)計(jì)結(jié)果來(lái)看，另有1/4的上市公司，在國(guó)內(nèi)并購(gòu)過(guò)程中獲取了高達(dá)24%的剩余。而對(duì)于跨國(guó)并購(gòu)子樣本組，由第1四分位(Q1)的結(jié)果可知，存在1/4的上市公司跨國(guó)并購(gòu)損失了高達(dá)36.3%的剩余，而第3四分位(Q3)上，也存在1/4的上市公司跨國(guó)并購(gòu)中獲得了約22%的剩余，可見(jiàn)不同分位的主并購(gòu)方上市公司通過(guò)議價(jià)能力所獲得的剩余存在差異。

結(jié)論與建議

本文利用2003～2013年間我國(guó)5119起并購(gòu)事件，在雙邊隨機(jī)邊界模型框架下，首次對(duì)我國(guó)上市公司在國(guó)內(nèi)外并購(gòu)市場(chǎng)上的討價(jià)還價(jià)能力進(jìn)行定量估算。結(jié)論如下：(1)全樣本測(cè)算結(jié)果表明，主并購(gòu)方上市公司憑借其討價(jià)還價(jià)能力將以48.9%的幅度降低成交價(jià)格，而被并購(gòu)方企業(yè)的議價(jià)能力以43.3%的幅度提高成交價(jià)格。這兩種相反的作用將使得成交價(jià)格相對(duì)于公允價(jià)格下降5.6%，然而子樣本估計(jì)結(jié)果表明，這其中主要是由國(guó)內(nèi)并購(gòu)市場(chǎng)所貢獻(xiàn)的。平均而言，我國(guó)上市公司都將接受一個(gè)低于公允價(jià)格的價(jià)格，只是不同上市公司所面對(duì)的下降幅度不同。(2)按照被并購(gòu)方企業(yè)所屬國(guó)家分組后，兩組子樣本組中差異巨大，在國(guó)內(nèi)并購(gòu)市場(chǎng)中，我國(guó)上市公司面臨著接受一個(gè)低于公允價(jià)格的成交價(jià)格，成交價(jià)格相對(duì)于公允價(jià)格下降7.1%。在海外并購(gòu)市場(chǎng)中，我國(guó)上市公司需要比公允價(jià)格多支出5.5%的資金才能完成一例跨國(guó)并購(gòu)事件。

由上述結(jié)論可知，我國(guó)上市公司在國(guó)內(nèi)并購(gòu)市場(chǎng)上占據(jù)有利地位，而在海外并購(gòu)市場(chǎng)上處于劣勢(shì)，鑒于此，提出以下幾方面建議：(1)加大對(duì)海外被并購(gòu)方企業(yè)以及東道國(guó)市場(chǎng)的了解程度。在決定進(jìn)行跨國(guó)并之前需要認(rèn)真考慮以下幾個(gè)問(wèn)題：其一，海外被并購(gòu)方企業(yè)所在的行業(yè)的生命周期，如果是夕陽(yáng)企業(yè)，則并購(gòu)速度一定要放緩，并購(gòu)決策需要謹(jǐn)小慎微；其二，擬并購(gòu)的海外企業(yè)是否具有技術(shù)、品牌、市場(chǎng)、管理和人才優(yōu)勢(shì)，如果存在，那么能否對(duì)此進(jìn)行較好的吸收；其三，如果對(duì)海外目標(biāo)進(jìn)行并購(gòu)，我國(guó)上市公司是否具有明顯的競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)，能否防止在與國(guó)外對(duì)手進(jìn)行談判中避免陷入被動(dòng)局面。(2)謹(jǐn)慎的選擇合適的并購(gòu)融資渠道?？鐕?guó)并購(gòu)需要大量資金，因此良好的融資支付結(jié)構(gòu)是并購(gòu)成功的關(guān)鍵，相較于國(guó)內(nèi)并購(gòu)而言，跨國(guó)并購(gòu)一個(gè)非常顯著的特點(diǎn)是跨國(guó)公司一般不會(huì)完全通過(guò)自有資金來(lái)完成，超額負(fù)債會(huì)導(dǎo)致企業(yè)一蹶不振?，F(xiàn)階段我國(guó)金融市場(chǎng)的落后使得并購(gòu)支付工具非常有限，在這種情況下我國(guó)上市公司在選擇支付方式是更要謹(jǐn)慎。(3)積極建立一支懂技術(shù)、懂管理、懂市場(chǎng)并熟悉海外環(huán)境的國(guó)際化人才隊(duì)伍。國(guó)際化專業(yè)人才隊(duì)伍的談判能力與并購(gòu)成交價(jià)格的確定息息相關(guān)，只有提高談判能力，才能在跨國(guó)并購(gòu)中確定一個(gè)相對(duì)公允的價(jià)格。

注釋

1.數(shù)據(jù)由國(guó)泰安“中國(guó)上市公司并購(gòu)重組研究數(shù)據(jù)庫(kù)”整理而得。

2.此處的“剩余”借鑒經(jīng)濟(jì)學(xué)中“消費(fèi)者剩余”和“生產(chǎn)者剩余”的概念。

3.由于篇幅所限，子樣本雙邊隨機(jī)邊界模型結(jié)果與方差分解結(jié)果不進(jìn)行披露，如由需要請(qǐng)向作者索取。