并購能否帶來資本結(jié)構(gòu)的優(yōu)化？
——來自中國上市公司的經(jīng)驗證據(jù)

王逸 張金鑫 于江

(北京交通大學(xué)經(jīng)濟管理學(xué)院、北京交通大學(xué)中國企業(yè)并購重組研究中心，北京 100044)

引言

并購重組1(以下簡稱“并購”)作為企業(yè)擴張的一種重要途徑，在各國經(jīng)濟發(fā)展中都占據(jù)著重要的地位。據(jù)權(quán)威市場交易信息提供商Dealogic統(tǒng)計，2011年全球并購交易總額達2.28萬億美元，而中國的交易金額占了全球總量的7.5%，占亞洲地區(qū)交易總額的33%，中國已經(jīng)成為僅次于美國的全球第二大的并購市場[1]。

無論采用何種支付方式、何種會計處理方法，公司實施并購后資本結(jié)構(gòu)通常會發(fā)生變化。已有文獻發(fā)現(xiàn)，當直接對資本結(jié)構(gòu)進行調(diào)整的成本較高時，通過選擇合適的目標企業(yè)、合適的支付方式進行收購或重組，也可以作為調(diào)節(jié)自身財務(wù)結(jié)構(gòu)、回歸合理水平的一種重要途徑(Murphy和 Nathan，1989；Gugler 和 Konrad，2002)[2][3]。這說明公司可以通過并購及相關(guān)操作方式調(diào)整資本結(jié)構(gòu)。但是，并購能改變資本結(jié)構(gòu)并不意味著優(yōu)化資本結(jié)構(gòu)，我們經(jīng)常也會看到收購方因并購而資金鏈緊張、負債率惡化的例子(王晉勇和盧晟，2002)[18]。那么，公司真的會借助并購的機會來調(diào)整資本結(jié)構(gòu)嗎？并購又能給公司帶來多大程度的資本結(jié)構(gòu)優(yōu)化效果？

目前，國內(nèi)外對于公司資本結(jié)構(gòu)調(diào)整與目標資本結(jié)構(gòu)的研究多集中于調(diào)整速率和影響因素方面(黃輝，2009)[19]，對資本結(jié)構(gòu)本身影響的研究較為匱乏。另一方面，針對并購經(jīng)濟后果方面的研究多集中于并購后績效變化、市場反應(yīng)等視角(李善民，2002；高雷，2007)[20][21]，而從公司自身財務(wù)結(jié)構(gòu)優(yōu)化的角度考察并購行為的研究較少。本文從財務(wù)視角來研究并購交易的經(jīng)濟后果，主要觀察并購前后資本結(jié)構(gòu)變化以及該變化是否趨向目標資本結(jié)構(gòu)，以檢驗并購是否具有優(yōu)化資本結(jié)構(gòu)的功能。

文獻綜述

已有研究表明，公司存在最優(yōu)資本結(jié)構(gòu)(Bradley等, 1984；Graham 和 Harvey，2001；陸正飛、高強，2003)[4][5][22]，且最優(yōu)資本結(jié)構(gòu)受公司自身特征、行業(yè)市場狀況、宏觀經(jīng)濟環(huán)境等因素影響(童光榮等，2005；李國重，2006)[23][24]。對于最優(yōu)或目標資本結(jié)構(gòu)的研究，學(xué)者們主要基于兩類視角：一是如何有效度量公司最優(yōu)或目標資本結(jié)構(gòu)(王皓和趙俊，2004；Titman和Tsyplakov，2007)[25][6]；二是如何使得公司當前資本結(jié)構(gòu)向其目標資本結(jié)構(gòu)靠攏(Fischer等, 1989)[7]。

一、目標資本結(jié)構(gòu)的度量

最初，學(xué)者多以行業(yè)的平均負債率作為公司目標資本結(jié)構(gòu)的參照標準(Bruner，1988；Shyam-Sunder和 Myers，1999)[8][9]。隨著研究的深入，F(xiàn)lannery和Rangan(2006)[10]從權(quán)衡理論的視角對公司目標資本結(jié)構(gòu)給出了公司層面的定義。他們認為，公司的最優(yōu)(目標)資本結(jié)構(gòu)是公司融資成本最低時所對應(yīng)的負債率，這是公司對負債帶來的抵稅收益與相應(yīng)成本(破產(chǎn)成本、債務(wù)融資的代理成本以及負債率的市場信號效應(yīng))權(quán)衡的結(jié)果。對于中國上市公司資本結(jié)構(gòu)的研究，Huang 和Song (2006)[11]利用OLS和Tobit回歸模型發(fā)現(xiàn)，公司資產(chǎn)規(guī)模、有形資產(chǎn)比例與負債率正相關(guān)，而盈利能力、增長潛力與負債率負相關(guān)。Qian等(2009)[12]在Flannery和Rangan(2006)研究的基礎(chǔ)上，利用廣義矩估計方法(GMM)估測中國上市公司的目標資本結(jié)構(gòu)和調(diào)整速率，發(fā)現(xiàn)中國上市公司存在目標資本結(jié)構(gòu)，但向目標資本結(jié)構(gòu)調(diào)整的速度較慢。王志強和洪藝珣(2009)[26]利用Tobit模型測度樣本公司的目標資本結(jié)構(gòu)，并引入融資缺口、市場時機、“目標缺口”(與目標資本結(jié)構(gòu)之間的缺口)，考察其在長短期中對公司杠桿率變動的影響。他們發(fā)現(xiàn)，“目標缺口”對公司負債率的調(diào)整具有持續(xù)顯著的影響，說明目標資本結(jié)構(gòu)在公司資本結(jié)構(gòu)決策中起了決定作用。盧斌和高彬越(2012)[27]的研究也得到了相似的結(jié)論。近期，顧乃康等(2013)[28]采用蒙特卡洛模擬法識別和判斷固定效應(yīng)、GMM估計等六種資本結(jié)構(gòu)估計方法對中國上市公司的有效性，發(fā)現(xiàn)傳統(tǒng)OLS和Fama-MacBeth估計法有效性最高。

二、并購與公司資本結(jié)構(gòu)

對于公司采取何種途徑、方式使其當前資本結(jié)構(gòu)趨向目標資本結(jié)構(gòu)，傳統(tǒng)研究多關(guān)注于配股、增發(fā)或長短期負債等公司基本融資方式(曹興和袁玲，2003)[29]。隨著學(xué)術(shù)界對融資、并購的深入認識，一些學(xué)者認為，公司的并購行為既是一項投資決策，也關(guān)系到融資決策，特別是并購的支付方式會對收購方的資本結(jié)構(gòu)產(chǎn)生重要影響(Bowers等, 2000)[13]。Bruner(1988)[8]對基于超額現(xiàn)金和借貸能力的并購財務(wù)動機進行實證檢驗，研究發(fā)現(xiàn)在交易前兩年，成功收購的公司杠桿率顯著低于并購當年同行業(yè)的負債率；在交易完成后，收購方的杠桿率水平與目標方較為接近，表明收購方利用之前積累的“現(xiàn)金盈余”支付了交易成本，或者是將其投入到目標方之前缺乏資金支持的項目之中。Ghosh和Jain(2000)[14]的研究也得到了相似的結(jié)論。

關(guān)于公司如何具體通過并購交易優(yōu)化杠桿率，Gugler和Konrad(2002)[3]研究發(fā)現(xiàn)，負債率高于平均水平的樣本公司會選擇收購負債率較低的目標公司，即公司會通過選擇收購適當資本結(jié)構(gòu)的標的公司調(diào)整自己的資本結(jié)構(gòu)。Harford等(2009)[15]研究了公司實際杠桿率與目標水平偏離對公司收購和融資決策的影響，發(fā)現(xiàn)當公司實際杠桿率遠高于目標值時，其選擇現(xiàn)金支付的可能性降低、股權(quán)支付的可能性升高，并且市場對于公司選擇偏離目標資本結(jié)構(gòu)的支付方式行為產(chǎn)生了負面反應(yīng)。近期，Uysal(2011)[16]以美國市場1990～2007年間7814起收購案例為研究對象，發(fā)現(xiàn)“過度負債”(遠超過目標資本結(jié)構(gòu))的公司實施收購時，多采用增發(fā)、換股等非現(xiàn)金支付方式，而較少選擇現(xiàn)金支付方式，且在實施收購后會積極地調(diào)整杠桿率，以盡量接近目標水平。

現(xiàn)有的研究側(cè)重于研究目標企業(yè)選擇以及并購支付方式對收購方資本結(jié)構(gòu)的影響，并未直接研究交易前后資本結(jié)構(gòu)與目標值之間差距的變動方向和程度。因此，并購能否帶來資本結(jié)構(gòu)的優(yōu)化，以及與目標水平偏離程度不同的公司，在利用并購交易調(diào)整資本結(jié)構(gòu)時是否存在方向和程度上的差異，是本文研究的重點。

理論分析與研究假設(shè)

對于中國資本市場，之前學(xué)者通過動態(tài)調(diào)整模型實證并發(fā)現(xiàn)我國上市公司存在目標資本結(jié)構(gòu)，且公司會有意識地向目標資本結(jié)構(gòu)調(diào)整(連玉君和鐘經(jīng)樊，2007；王志強和洪藝珣，2009；盧斌和高彬越，2012)[30][26][27]。然而，在向目標資本結(jié)構(gòu)調(diào)整的過程中，由于一些企業(yè)存在代理沖突以及外部的融資約束，直接進行資本結(jié)構(gòu)調(diào)整的成本較高，因此調(diào)整速度較慢(Qian等，2009)[12]。而并購?fù)婕百Y產(chǎn)、負債及股權(quán)的較大變動，從而引起資本結(jié)構(gòu)的變化，因此并購可以成為調(diào)整資本結(jié)構(gòu)的一種手段(Murphy和Nathan，1989)[2]。

并購改善企業(yè)資本結(jié)構(gòu)的路徑主要體現(xiàn)在以下三個方面：(1)選擇資本結(jié)構(gòu)匹配的目標方，通過合并報表優(yōu)化企業(yè)自身資本結(jié)構(gòu)。即當企業(yè)負債率較高時，通過收購一個負債率較低的標的企業(yè)，達到合并后企業(yè)的負債率降低的效果；(2)選擇合適的并購融資方式優(yōu)化自身資本結(jié)構(gòu)。當企業(yè)負債率過高時，通過選擇股權(quán)融資方式進行收購，改善自身負債水平；(3)借助良好戰(zhàn)略合并帶來的協(xié)同效應(yīng)，間接優(yōu)化企業(yè)資本結(jié)構(gòu)。從短期來看，成功的合并可以帶來積極的市場反應(yīng)，產(chǎn)生超額的股票收益(李善民等，2004)[31]，為企業(yè)獲得更多股權(quán)融資提供有利機會；從長期看，成功的并購(或剝離)帶來企業(yè)績效的改善，這為企業(yè)再融資提供條件，進一步調(diào)整現(xiàn)有資本結(jié)構(gòu)。由此可見，并購既是企業(yè)發(fā)展的一種重要戰(zhàn)略工具，同時由于其帶來公司資本結(jié)構(gòu)改變的財務(wù)后果，也可以作為公司優(yōu)化資本結(jié)構(gòu)的一種財務(wù)管理工具。綜上，本文提出如下假設(shè)：

假設(shè)一：上市公司會利用并購的交易契機，積極調(diào)整公司現(xiàn)有資產(chǎn)負債結(jié)構(gòu)，以實現(xiàn)縮小與目標負債率的差距、優(yōu)化公司資本結(jié)構(gòu)的目標。

在現(xiàn)實中公司負債率的高低會對融資和投資決策產(chǎn)生不同的影響，特別是與目標資本結(jié)構(gòu)的偏差程度過大時，會對公司價值產(chǎn)生較大負面影響(Uysal，2011)[16]，因此公司有優(yōu)化資本結(jié)構(gòu)的內(nèi)在動機。已有研究證實，公司與目標資本結(jié)構(gòu)的偏離程度不同，對資本結(jié)構(gòu)調(diào)整的程度也不盡相同(Harford等，2009；Qian等，2009)[12][15]。當企業(yè)的實際負債率遠高于目標水平時(即處于“過度負債”狀態(tài))，如果仍選擇進行并購交易，會受到較大的融資約束，因此會額外注意選擇適當?shù)臉说钠髽I(yè)以及恰當?shù)娜谫Y方式，以使合并后企業(yè)的負債率有所下降、接近目標水平(Gugler 和 Konrad，2002)[3]；而當企業(yè)負債率遠低于目標值時(即“負債不足”)，由于存在較大的財務(wù)調(diào)整空間，與“過度負債”企業(yè)相比，其利用并購交易調(diào)節(jié)負債率的動機和幅度會相對較低。根據(jù)以上理論分析，我們進一步提出假設(shè)二，探究不同負債程度的企業(yè)在并購前后對資本結(jié)構(gòu)調(diào)整的差異：

假設(shè)二：在并購交易前存在“過度負債”的企業(yè)，會更加注意通過并購交易縮小與目標水平的差距，且其調(diào)整幅度要高于“負債不足”的企業(yè)。

研究設(shè)計

一、代理變量

1.目標資本結(jié)構(gòu)的估測模型

在深入了解前人模型設(shè)計思想、實證效度的基礎(chǔ)上，結(jié)合中國市場的具體情況，本文選用Tobit(截斷回歸)模型作為測度樣本公司各年目標資本結(jié)構(gòu)水平的主要方法；同時在穩(wěn)健性檢驗部分，我們利用普通最小二乘法(OLS)估計樣本公司的目標資本結(jié)構(gòu)，以增加結(jié)果的可靠性。

Flannery 和 Rangan (2006)[10]在研究上市公司資本結(jié)構(gòu)動態(tài)調(diào)整模型時認為，可以通過恰當引入反映債務(wù)融資收益與成本的一組公司特征變量，將公司負債率視為與公司所處行業(yè)和時間相關(guān)的線性函數(shù)，近似地擬合出公司的目標資本結(jié)構(gòu)。因此，國內(nèi)外多數(shù)學(xué)者通過將公司實際負債率和一組相關(guān)變量進行回歸的方式，估測目標資本結(jié)構(gòu)水平(顧乃康等，2013)[28]。而王志強和洪藝珣(2009)[26]在其對中國上市公司資本結(jié)構(gòu)長期動態(tài)調(diào)整的研究中指出，由于回歸模型的因變量——公司的負債率——取值區(qū)間為(0，1)，屬于受限因變量，若采用一般的線性回歸可能會導(dǎo)致統(tǒng)計偏誤；而Tobit回歸屬于截斷模型，適合分析偏態(tài)受限因變量。因此本文借鑒前人研究經(jīng)驗，采用Tobit回歸方法，測算樣本公司目標資本結(jié)構(gòu)的估計值。模型具體形式和相關(guān)變量定義如下2：

其中，模型(1)當中變量定義、計算方法如表1所示。

表1 模型[1]涉及變量的定義與計算方法

表2 交易相關(guān)控制變量取值定義表

在估測并購樣本公司的目標資本結(jié)構(gòu)時，首先根據(jù)發(fā)生并購交易樣本前三年的相關(guān)財務(wù)指標，采用Tobit模型回歸得到模型(1)中參數(shù)的估計值；然后再代入樣本公司并購當年的財務(wù)數(shù)據(jù)得到目標負債率的估計值LEVestTobit；最后將樣本公司當年實際負債率與估測的目標值作差，得到基于Tobit模型的并購樣本公司與目標資本結(jié)構(gòu)的差距值：LEV DiffTobit,est=LEVActual－LEVestTobit。

2.交易相關(guān)控制變量

為控制其他并購交易因素對資本結(jié)構(gòu)調(diào)整的影響，本文在進行多元線性回歸時引入交易地位、支付方式、實際控制人性質(zhì)、關(guān)聯(lián)交易、標的類型和交易規(guī)模等作為控制變量。具體變量名稱和取值定義見表2。

二、多元回歸方程設(shè)計

1.回歸方程一

為驗證假設(shè)一，即上市公司會利用并購交易優(yōu)化資本結(jié)構(gòu)、縮小與目標水平間的差距，本文構(gòu)造如下方程，對全樣本進行多元回歸。通過觀察公司并購前后杠桿率差異變動值△Lev Diffi t,t-1與公司上一年負債率差異△Lev Diffit-1的回歸系數(shù)β0的符號與顯著性進行檢驗。具體形式如下：

2.回歸方程二

為驗證假設(shè)二, 即“過度負債”的企業(yè)會更加注意通過并購交易縮小與目標水平差距，且其調(diào)整程度要高于“負債不足”的企業(yè)。本文首先需要定義“過度負債”和“負債不足”這兩組子樣本。借鑒Gugler 和Konrad (2002)[3]和Uysal (2011)[16]的相關(guān)做法，本文定義一對互斥的虛擬變量OverLev和UnderLev，取值方法如下：

本文建立如下回歸模型，對比負債高低兩組公司調(diào)整資本結(jié)構(gòu)的程度差異：

在回歸方程(3)中，對于同一家樣本公司，虛擬變量OverLev或UnderLev只能二者其一取1，或二者都為0(當其上年與目標負債率差異處于上下四分位數(shù)之間時)。因此，交乘項的回歸系數(shù)λ1(λ2)的符號與絕對值，代表了“過度負債”(“負債不足”)的兩組樣本公司利用并購交易向目標資本結(jié)構(gòu)調(diào)整的方向和幅度。按照假設(shè)二的預(yù)期，“過度負債”樣本組通過交易向下調(diào)低負債率、縮小與目標值之間差距的傾向性和幅度，會高于負債中等和較低的樣本組，因此我們預(yù)期交乘項的系數(shù)λ1顯著為負；而對于“負債不足”的樣本組，由于存在較大的財務(wù)調(diào)整空間，擁有其他方式的選擇，因此預(yù)期交乘項的系數(shù)λ2的絕對值小于λ1。

數(shù)據(jù)來源與描述性統(tǒng)計

本文以我國滬深上市公司(含創(chuàng)業(yè)板)2008～2013年發(fā)布并購交易公告的公司為樣本，相關(guān)交易信息來自于北京交通大學(xué)中國企業(yè)兼并重組研究中心China-Merger數(shù)據(jù)庫，相關(guān)公司年報財務(wù)數(shù)據(jù)則來自于國泰安金融數(shù)據(jù)庫CSMAR。樣本篩選具體標準如下：

(1)剔除交易地位(買或賣方)、支付方式、交易總金額等相關(guān)重要并購交易信息缺失的樣本；

(2)剔除EBITDA、市場價值、Tobin Q值等重要公司財務(wù)指標缺失的樣本；

(3)不考慮金融保險行業(yè)上市公司；

(4)剔除ST/PT/S*ST等其他存在財務(wù)異常值的公司；

為確保所研究的杠桿率變化是由當年并購事件引起的，需采用“去重篩選”使得樣本期內(nèi)各年發(fā)生交易的公司在前后一年都未發(fā)生過第二次并購交易。

通過以上篩選后，最終確定的所研究的樣本期2008～2013六年各年的并購樣本公司個數(shù)分別為：2008年101家，2009年67家，2010年134家，2011年294家，2012年545家，2013年62家。表3分別是對樣本公司的并購交易特征變量和相關(guān)財務(wù)指標的描述性統(tǒng)計。

實證結(jié)果與分析

一、方程一回歸結(jié)果

為驗證假設(shè)一，本文對全樣本公司進行如下多元線性回歸，檢驗并購后企業(yè)的杠桿率是否趨向目標資本結(jié)構(gòu)，即是否產(chǎn)生優(yōu)化效果。

根據(jù)假設(shè)一，預(yù)期自變量——上年杠桿率差異Lev Difft-1系數(shù)β0顯著為負，即公司在交易前與目標負債率差異越大，其通過并購交易調(diào)整資本結(jié)構(gòu)、縮小與目標值差距的傾向性越高。全樣本回歸結(jié)果如表4。

從方程一的全樣本回歸結(jié)果看，樣本公司交易前的杠桿率差異Lev Difft-1與因變量——并購交易前后杠桿率差異變動水平回歸系數(shù)β0顯著為負，驗證了假設(shè)一，即公司發(fā)生交易前與目標杠桿率偏差越大，其利用并購交易優(yōu)化資產(chǎn)負債結(jié)構(gòu)的程度越明顯。在引入行業(yè)、時間控制變量后回歸結(jié)果仍在1%的水平上顯著為負，說明兩者呈較強的統(tǒng)計相關(guān)關(guān)系。從數(shù)值上看，兩個模型得到的β0均值約為-0.8，說明進行并購交易的上市公司，在交易后與目標資本結(jié)構(gòu)的差距會縮小大約80%。

表4 全樣本基于Tobit模型的方程一的回歸結(jié)果3

控制變量方面，公司本年度盈利水平回歸系數(shù)在0.05的水平上顯著為負，反映出盈利水平較好的企業(yè)通過并購優(yōu)化資本結(jié)構(gòu)的效果更明顯；此外，對于資產(chǎn)規(guī)模較大的公司，并購對資本結(jié)構(gòu)的改善效果有限。

二、方程二回歸結(jié)果

在以上回歸分析驗證了假設(shè)一的基礎(chǔ)上，本文通過引入交叉變量來考察負債高低兩組公司，利用并購交易調(diào)整資本結(jié)構(gòu)程度差異。

根據(jù)假設(shè)二，交易前與目標杠桿率存在較高正差異(即“過度負債”)的公司，會更加注意利用并購交易縮小與目標值之間的差距，且調(diào)整幅度要遠大于負債較低的樣本公司。體現(xiàn)到方程中，則預(yù)期交乘項的系數(shù)λ1顯著為負，且其絕對值會顯著高于“負債不足”公司的交乘項系數(shù)λ2。由于滯后項LevDiffit-1與兩個交乘項之間存在顯著的相關(guān)關(guān)系，為排除多重共線性的干擾，在這里僅引入兩類公司的交乘項，并利用回歸系數(shù)的聯(lián)合檢驗，來比較其調(diào)整幅度的統(tǒng)計差異。具體回歸結(jié)果見表5。

以上對方程二的全樣本回歸結(jié)果顯示：“過度負債”組公司與杠桿率差異滯后項的交乘項回歸系數(shù)λ1在0.01水平上顯著為負，且其絕對值顯著地大于“負債不足”公司的交乘項系數(shù)λ2(系數(shù)的聯(lián)合檢驗F值為8.84)，與假設(shè)二預(yù)期完全一致；在引入行業(yè)、時間控制變量后，“過度負債”與“負債不足”兩組公司的回歸系數(shù)仍在1%的水平上顯著為負，且“過度負債”公司的交乘項系數(shù)λ1的絕對值仍顯著大于“負債不足”公司的交乘項系數(shù)λ2(聯(lián)合檢驗F值為6.81)。以上結(jié)果表明，在并購交易活動中，負債過高的企業(yè)會更加注意調(diào)節(jié)杠桿率、更會借助并購交易的契機優(yōu)化資本結(jié)構(gòu)；而交易前存在較多承債能力盈余(Debt capacity surplus)的低負債企業(yè)，由于有更多的財務(wù)調(diào)整空間，因此其利用交易契機調(diào)整杠桿率的傾向性和程度都不如前者。

交易和公司特征變量方面，與方程一的結(jié)果基本一致，即資產(chǎn)規(guī)模越小、盈利性越高的公司，并購交易帶來的資本結(jié)構(gòu)優(yōu)化效果越明顯。

表5 全樣本基于Tobit模型的方程二回歸結(jié)果

三、回歸結(jié)果穩(wěn)健性討論

1.替代性檢驗

根據(jù)動態(tài)權(quán)衡理論，伴隨經(jīng)營環(huán)境的變化，公司的目標資本結(jié)構(gòu)處于動態(tài)調(diào)整之中(Fama和French，2002；Titman和Tsyplakov，2007)[17][6]。而Flannery和Rangan (2006)[10]指出，可以將公司負債率視為與公司所處行業(yè)和時間相關(guān)的線性函數(shù)，通過引入相關(guān)公司特征變量近似地擬合出公司的目標資本結(jié)構(gòu)。因此，基于前人研究本文構(gòu)造如下模型，采用普通最小二乘法(OLS)測度樣本公司的目標資本結(jié)構(gòu)。

模型(6)與模型(1)當中的部分變量進行了替換，其中作為公司盈利能力、經(jīng)營規(guī)模、經(jīng)營特質(zhì)的代理變量被替換為EBITDA/TA(息稅折舊攤銷前利潤/總資產(chǎn))、總資產(chǎn)的自然對數(shù)和銷售費用與營業(yè)收入的比值，主要原因是為獲得更好地計量效度(擬合度和顯著性)。

表6當中左列是基于OLS模型得到的公司與目標資本結(jié)構(gòu)的差異值LEV DiffOLS,est，代入方程一后的全樣本回歸結(jié)果。其中，研究的主要對象——樣本公司交易前一年與目標杠桿率差距的回歸系數(shù)β0在1%的水平上仍顯著為負，進一步驗證了假設(shè)一，即并購不僅是企業(yè)戰(zhàn)略發(fā)展的重要方式，同時也會給企業(yè)帶來優(yōu)化資本結(jié)構(gòu)的效果。

表6 基于OLS模型的方程一和方程二的回歸結(jié)果4

表6中右列是基于OLS模型定義下的杠桿率差異高低兩組交乘項的回歸結(jié)果，我們發(fā)現(xiàn)：“過度負債”的公司，在交易后的當年，明顯表現(xiàn)出與目標資本結(jié)構(gòu)差距縮小的現(xiàn)象；而對于“負債不足”的公司，回歸結(jié)果表明其資本結(jié)構(gòu)的調(diào)整幅度低于前者(λ2的絕對值小于λ1，但該差異未通過聯(lián)合檢驗)。

綜合以上回歸結(jié)果，假設(shè)一和假設(shè)二的成立具有較強的模型適應(yīng)基礎(chǔ)。

2.其他統(tǒng)計問題檢驗

從之前各方程回歸后的方差膨脹因子VIF的數(shù)值看，VIF均在1～3之間；且之前的回歸結(jié)果同時報告了不含行業(yè)時間控制變量和控制后的結(jié)果，因此可以保證之前的回歸分析并未受到多重共線性的干擾。此外，前文報告的是穩(wěn)健回歸Robust后的結(jié)果，已排除了異方差對參數(shù)顯著性檢驗的干擾。

研究結(jié)論

本文研究2008～2013年間發(fā)生并購交易的1203家上市公司，在交易前后的實際負債率與基于Tobit和OLS兩種模型測度出的目標資本結(jié)構(gòu)之間的差距，通過多元線性回歸分析，并結(jié)合相關(guān)交易特征變量與描述性統(tǒng)計，驗證了基于國外研究和我國證券市場背景提出的兩個假設(shè)：(1)并購不僅是公司發(fā)展的一項重要戰(zhàn)略工具，同時還會給上市公司提供調(diào)整現(xiàn)有資本結(jié)構(gòu)的機會，縮小與目標負債率的差距、優(yōu)化資本結(jié)構(gòu)；(2)并購前負債率遠高于目標水平(“過度負債”)的企業(yè)，會更加注意利用并購交易契機，縮小與目標水平差距，且其傾向性和調(diào)整程度要高于低負債(“負債不足”)的企業(yè)。

本研究對于上市公司的并購戰(zhàn)略決策，以及相關(guān)的財務(wù)管理策略具有一定的啟發(fā)意義：并購不僅僅具有市場戰(zhàn)略意義，上市公司可以通過選擇合適的并購標的、恰當?shù)娜谫Y方式，利用交易契機優(yōu)化其現(xiàn)有的資本結(jié)構(gòu)，使得公司的實際負債率接近最優(yōu)水平，實現(xiàn)公司價值的最大化。特別是對于融資成本較高的公司，發(fā)揮并購的“一石多鳥”作用尤為重要。

本文潛在的不足之處在于篩選后的并購樣本在各年間數(shù)量分布不均勻。今后的研究可以從擴大樣本容量、細化樣本篩選標準等方面，進一步優(yōu)化納入研究的樣本結(jié)構(gòu)。

注釋

1.本文中“并購”采用廣義的概念，既包括收購，也包括剝離，這與mergers and acquisitions的概念接近一致。

2.相關(guān)變量選擇依據(jù)，見王志強和洪藝珣(2009)；盧斌和高彬越(2012)；

3.為控制潛在多重共線性對結(jié)果的干擾，這里同時披露引入行業(yè)年份控制變量前后的回歸結(jié)果；此外，為排除異方差對系數(shù)顯著性檢驗的干擾，這里披露的是穩(wěn)健回歸Robust后的結(jié)果。方程二處理相同。

4.同樣，為排除異方差對系數(shù)顯著性檢驗的干擾，這里披露的是穩(wěn)健回歸Robust后的結(jié)果。