家族企業(yè)盈余穩(wěn)健性與并購績效的關(guān)系探究
——以醫(yī)藥制造業(yè)為例

曹湘平，陳黃慧

(湖南工業(yè)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與貿(mào)易學(xué)院，湖南 株洲 412007)

家族企業(yè)盈余穩(wěn)健性與并購績效的關(guān)系探究
——以醫(yī)藥制造業(yè)為例

曹湘平，陳黃慧

(湖南工業(yè)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與貿(mào)易學(xué)院，湖南 株洲 412007)

選取2011-2013年上市家族企業(yè)中的醫(yī)藥制造業(yè)的并購事件為研究樣本，運(yùn)用事件研究法以及KW模型分別對企業(yè)盈余穩(wěn)健性與并購績效進(jìn)行計量，從融資約束與代理問題兩個方面，分析盈余穩(wěn)健性對家族企業(yè)并購績效的影響。結(jié)果證明：家族企業(yè)存在的盈余穩(wěn)健性較弱，而盈余穩(wěn)健性對并購后的企業(yè)短期績效起到正相關(guān)影響，而對長期并購績效影響不顯著。

家族企業(yè)；盈余穩(wěn)健性；并購績效

會計穩(wěn)健性是一項(xiàng)關(guān)鍵的會計信息質(zhì)量特征，由性質(zhì)不同可分為非盈余穩(wěn)健性與盈余穩(wěn)健性，前者表現(xiàn)為初始計量謹(jǐn)慎，依據(jù)資產(chǎn)使用前的已知信息，例如加速折舊法、無形資產(chǎn)開發(fā)階段成本費(fèi)用化；后者則是后續(xù)計量謹(jǐn)慎，運(yùn)用資產(chǎn)未來價值信息，例如成本與市價孰低原則以及資產(chǎn)減值準(zhǔn)備。[1]Ball和Shivakumar首次提出盈余穩(wěn)健性具有提升投資效率的治理作用，以往學(xué)界認(rèn)為會計穩(wěn)健性對投資僅具有抑制作用，是由于未區(qū)分盈余穩(wěn)健性和非盈余穩(wěn)健性。[2]非盈余穩(wěn)健性低估了企業(yè)凈資產(chǎn)，降低投資效率；盈余穩(wěn)健性既緩解了融資約束企業(yè)的投資不足，也抑制了代理問題嚴(yán)重企業(yè)的過度投資，從而提高了企業(yè)投資效率，降低了信息披露帶來的代理成本，及時反映了投資決策的“壞消息”。[3]選取1975-2006年美國上市公司投資數(shù)據(jù)，研究發(fā)現(xiàn)盈余穩(wěn)健性對企業(yè)投資效率產(chǎn)生顯著影響。[4]

我國民營經(jīng)濟(jì)已超過半壁江山，而家族企業(yè)占民營企業(yè)80%以上。[5]對外部投資者角度而言，家族企業(yè)因控制權(quán)與管理層集中，易引發(fā)人情管理、濫用權(quán)力、缺乏激勵等治理弊端，管理者很可能存在著損害中小股東的利潤侵占行為(壕溝防御效應(yīng))，然而隨著學(xué)界對家族企業(yè)的研究不斷深入，多數(shù)學(xué)者認(rèn)為家族控制下的上市公司因終極股東控制權(quán)比重大，反映出更多的是利益協(xié)同效應(yīng)，并購決策更加謹(jǐn)慎，家族控制與并購績效呈正相關(guān)影響，[6]家族控股上市與非家族控股上市相比，前者通過并購上市后的企業(yè)績更好。[7]家族企業(yè)與盈余穩(wěn)健性的直接研究成果極少，現(xiàn)有研究僅表明：家族企業(yè)管理層具有公共部門工作經(jīng)歷，其盈余穩(wěn)健性水平更高。[8]

Francisand ,Martin[9]從并購角度發(fā)現(xiàn)并購事件的市場反應(yīng)是判斷是否為管理者機(jī)會行為的信號，并購引起的企業(yè)績效變化可有效度量項(xiàng)目的事后盈利性，盈余穩(wěn)健性較好的企業(yè)更能獲得滿意的并購績效；國內(nèi)學(xué)者雖然對非盈余穩(wěn)健性的經(jīng)濟(jì)后果有不同看法，[10]但對盈余穩(wěn)健性的治理作用都表示支持；對兩者關(guān)系做直接研究的僅有李維安、陳鋼，[11]他們提出會計穩(wěn)健性提高對長期并購績效具有正向作用。

本文的貢獻(xiàn)是對于盈余穩(wěn)健性與并購績效的關(guān)系探討，家族企業(yè)的對象設(shè)定豐富了該領(lǐng)域的研究成果，為家族企業(yè)提高盈余穩(wěn)健性的必要性提供了理論支撐，對于醫(yī)藥制造業(yè)的穩(wěn)健性情況也有較客觀的反映。

一 研究假設(shè)與檢驗(yàn)?zāi)Ｐ?/h2>

并購融資是決定并購活動成敗的關(guān)鍵。債務(wù)融資不改變企業(yè)控制權(quán)，不會產(chǎn)生權(quán)益融資的股份稀釋現(xiàn)象，企業(yè)利用財務(wù)杠桿提高效益；家族企業(yè)因持續(xù)經(jīng)營而更為關(guān)注長期目標(biāo)，關(guān)注企業(yè)長遠(yuǎn)利益，家族控制使得企業(yè)加強(qiáng)與銀行的合作，樹立信譽(yù)良好的形象。[12]因此家族企業(yè)更多地選擇外部債務(wù)融資。然而與國有企業(yè)相比，家族企業(yè)缺乏融資優(yōu)勢，限制條件較多，難以降低融資成本，進(jìn)而產(chǎn)生對盈余穩(wěn)健性的需求。債權(quán)人需要債務(wù)人提供審慎經(jīng)營的證據(jù)，由此在會計信息質(zhì)量要求中出現(xiàn)了穩(wěn)健性原則。[13]盈余穩(wěn)健性體現(xiàn)的后續(xù)計量謹(jǐn)慎恰好能及時反映項(xiàng)目決策的損失，延遲確認(rèn)資產(chǎn)增值和收益，降低了企業(yè)契約違約的可能性。家族企業(yè)為解決“融資難”問題，在其會計確認(rèn)、會計計量上保持謹(jǐn)慎，因而存在較高的盈余穩(wěn)健性。

管理者與股東之間的契約關(guān)系構(gòu)成第一類代理問題，兩者間信息不對稱產(chǎn)生代理成本。學(xué)術(shù)界關(guān)注的“并購悖論”認(rèn)為管理層很可能出于私人收益，利用并購做出不利于公司長期績效的決策，產(chǎn)生逆向選擇風(fēng)險，侵害股東利益。而盈余穩(wěn)健性降低了管理層操縱利潤、高估盈余的可能性，抑制了管理者機(jī)會主義行為，降低了代理成本[14]形成對管理層的監(jiān)督機(jī)制，減少了委托代理關(guān)系可能產(chǎn)生的訴訟費(fèi)用。盡管有研究表明終極控制權(quán)的增強(qiáng)會產(chǎn)生對盈余穩(wěn)健性的弱需求，[15]但與國有企業(yè)非效率投資相比，家族企業(yè)投資風(fēng)險大，在會計處理時采用高盈余穩(wěn)健性確認(rèn)原則，對盈余穩(wěn)健性存在需求。

從上述對融資約束與代理問題這兩層需求動因進(jìn)行分析，本文作出如下假設(shè)：

H1：家族企業(yè)具有較高的盈余穩(wěn)健性水平；

現(xiàn)階段，家族企業(yè)處于并購重組熱潮。并購活動作為家族企業(yè)戰(zhàn)略重組的重要實(shí)現(xiàn)方式，利于提高企業(yè)的盈利能力和成長性，保障企業(yè)的持續(xù)發(fā)展，優(yōu)化企業(yè)資源配置，獲得更高的收益。然而，“成功悖論”說明并購活動不一定能創(chuàng)造出并購績效，高風(fēng)險的并購行為甚至存在毀損股東財富的可能。[16]家族企業(yè)需要關(guān)注并購各個階段，在目標(biāo)企業(yè)的選擇與定價、并購過程的風(fēng)險把控以及并購整合問題上做出合理決策，才能使企業(yè)價值得到提升。盈余穩(wěn)健性是家族企業(yè)對外融資、對內(nèi)管理的一大必要手段。家族企業(yè)提高盈余穩(wěn)健性，向外界傳達(dá)出謹(jǐn)慎決策的積極信號，家族企業(yè)內(nèi)部公司治理機(jī)制因盈余穩(wěn)健性日趨完善，也利于目標(biāo)企業(yè)增加對主并家族企業(yè)的信任，在增大并購成功率的同時，也為并購后雙方資源的整合創(chuàng)造了良好環(huán)境，增加并購績效。

另一方面，大部分家族企業(yè)持股人兼任公司管理職務(wù)，家族企業(yè)大股東因股權(quán)集中，重視企業(yè)自身的名聲與長期效益，選擇與中小股東利益趨同的決策方向，在并購實(shí)施前不會為私人牟利而傾向于凈現(xiàn)值為負(fù)的決策，家族持股的實(shí)際控制方會用謹(jǐn)慎態(tài)度支持利于長遠(yuǎn)發(fā)展的投資決策，避開短期自利行為，更為積極地參與企業(yè)管理中，因此家族控制使得利益協(xié)同效應(yīng)發(fā)揮主要作用。[12][17]企業(yè)為獲得中小投資者的認(rèn)可，樹立對外部利益相關(guān)者的負(fù)責(zé)形象，更加注重對會計信息披露的加強(qiáng)，不能隨意提前確認(rèn)收益，也不能推遲確認(rèn)成本與費(fèi)用。在利益趨同效應(yīng)下，企業(yè)的管理效率、治理結(jié)構(gòu)得到改善，利于企業(yè)在并購過程中發(fā)揮協(xié)同效應(yīng)優(yōu)勢，并購績效隨之提高。

綜合以上對醫(yī)藥制造業(yè)家族企業(yè)的盈余穩(wěn)健性、并購績效的分析，本文提出假設(shè)：

H2：家族企業(yè)盈余穩(wěn)健性水平越高，短期并購績效越好。

H3：家族企業(yè)盈余穩(wěn)健性水平越高，長期并購績效越好。

二 樣本選取與描述性統(tǒng)計

本文以2011-2013年我國滬深兩市A股醫(yī)藥制造業(yè)家族上市公司及其并購事件為研究對象，數(shù)據(jù)來源于國泰安CSMAR數(shù)據(jù)庫，以巨潮資訊網(wǎng)數(shù)據(jù)作為補(bǔ)充。家族企業(yè)的界定標(biāo)準(zhǔn)參考蘇啟林等學(xué)者的研究論述，[18]確定為：(1)最終控制人追溯到自然人或家族；(2)最終控制人在其直接或間接持有股份的公司是第一大股東。本文數(shù)據(jù)按照以下原則對樣本篩選：(1)按照2012年證監(jiān)會行業(yè)分類標(biāo)準(zhǔn)，剔除醫(yī)藥制造業(yè)以外的行業(yè)；(2)剔除實(shí)際控制人非自然人或家族的公司；(3)考慮到借助國有控股公司買殼上市的影響，剔除上市前后民營性質(zhì)改變的公司；(4)考慮到虧損情況影響到盈余穩(wěn)健性的“洗大澡”作用，剔除ST上市公司；(5)醫(yī)藥制造業(yè)家族上市公司，同一年度中同一公司發(fā)生多起并購，則取其最大交易金額的并購事件；(6)剔除了財務(wù)數(shù)據(jù)缺失的上市公司樣本。本文主要研究企業(yè)并購績效，選取資產(chǎn)收購、要約收購的并購類型，綜合以上方法得到來自20家上市公司的39個并購事件樣本。39個并購事件樣本均為資產(chǎn)收購，其中現(xiàn)金支付37起，股票支付2起；關(guān)聯(lián)交易13起，非關(guān)聯(lián)交易26起。所有研究數(shù)據(jù)的整理、分析與回歸過程使用Excel2010、SPSS19.0。

為檢驗(yàn)假設(shè)1，本文選取了度量效果較好的KW模型，[19]該模型適合研究特定公司、特定年度數(shù)據(jù)，是在廣泛運(yùn)用的basu模型基礎(chǔ)上作出改進(jìn)，增加公司規(guī)模(Size)、市凈率(MTB)、資產(chǎn)負(fù)債率(Lev)作為公司投資機(jī)會的影響因素，投資項(xiàng)目的“好消息”(G-Score)、“壞消息”(C-Score)分別表示為(2)、(3)：

EPSt/Pt-1=β1+β2DRt+β3Rt+β4RtDRt+εt

(1)

G-Score=β3=μ1+μ2Size+μ3MTB+μ4Lev

(2)

C-Score=β4=λ1+λ2Size+λ3MTB+λ4Lev

(3)

其中，(1)式Basu模型用EPSt表示當(dāng)期每股收益，Pt-1為前一期期末股票收盤價，Rt是當(dāng)期考慮紅利的個股回報率，DRt作為虛擬變量，在Rt為負(fù)值時取值為1，否則為0。同時參考李維安、周曉蘇等學(xué)者所采用研究變量，[20]Rt為當(dāng)期5月1日至下一期4月末經(jīng)總市值加權(quán)平均法下市場回報率調(diào)整后的個股回報率，Pt-1則為前一期4月末收盤價。將(2)(3)式代入Basu模型(1)中可得：

EPSt/Pt-1=β1+β2DRt+(μ1+μ2Size+μ3MTB+μ4Lev)Rt+(λ1+λ2Size+λ3MTB+λ4Lev)Rt*DRt+εt

(4)

通過回歸運(yùn)算可得出、、和的具體數(shù)值，將其代入(3)式就可推算出企業(yè)的穩(wěn)健性程度，也就是對企業(yè)“壞消息”會計確認(rèn)的及時性(C-Score)。C-Score的數(shù)值越大，盈余穩(wěn)健性水平越高。

為研究假設(shè)2與假設(shè)3，本文分別運(yùn)用兩種方法對短期并購績效、長期并購績效進(jìn)行計量。短期并購績效采用事件研究法中的累積超額收益(CAR)指標(biāo)。該方法借助個股股價、報酬率等數(shù)據(jù)，通過計算累積超額收益來判斷并購活動是否使企業(yè)財富在短期內(nèi)增加。本文選取并購首次公告日前60天至并購后10天作為窗口期，把首次公告日定義為第0天，將[-60，-15]作為清潔期，[0,+10]為受污染期；用市場模型法對清潔期每日個股收益率Rit、每日市場收益率Rmt代入CAMP模型(5)式，

Rit=αi+βiRmt+εit

(5)

利用回歸分析求得該股對市場的敏感程度以及與市場波動無關(guān)的平均收益，分別記為、，再將其代入(6)式得出預(yù)期收益率E(Rit)；用個股當(dāng)天實(shí)際收益率減去預(yù)期收益率得出超額收益率，最后受污染期每天的超額收益率之和即為累計超額收益(CARit)。

(6)

(7)

衡量企業(yè)價值的財務(wù)指標(biāo)判斷并購長期績效是否提升，采用并購事件首次公告日后一年、兩年的托賓Q值。本文分別以累計超額收益(CAR)、并購后一年及兩年的托賓Q值作為被解釋變量，該比率為企業(yè)市場價值與重置成本之比，數(shù)值越大說明企業(yè)價值提升越多，企業(yè)會增加投資力度。

模型以公司規(guī)模(SIZE)、市凈率(MTB)、資產(chǎn)負(fù)債率(LEV)以及公司成長性(GROWTH)作為控制變量，最終得到以下分析盈余穩(wěn)健性對企業(yè)并購績效的關(guān)系模型：

TobinQt=α1+α2C-Scoret+α3Sizet+α4MTBt+α5Levt+α6Growtht+εt

(t=1時為模型一，t=2時為模型二)

CAR=α1+α2C-Scoret+α3Sizet+α4MTBt+α5Levt+α6Growtht+εt

(模型三)

主要變量的含義解釋及其計算方法參照下表：

表1 主要變量及其定義

表2中盈余穩(wěn)健性C-SCORE標(biāo)準(zhǔn)差較小，數(shù)據(jù)分布相對較為集中。C-SCORE數(shù)值均為正，均值0.1533大于中位數(shù)0.1463，盈余穩(wěn)健性數(shù)據(jù)整體往正值方向右偏，說明整體穩(wěn)健性程度并非前文分析的高穩(wěn)健性水平，該行業(yè)中極值差距較小，與羅斌元、李維安所計量的全行業(yè)盈余穩(wěn)健性水平相比，樣本企業(yè)盈余穩(wěn)健性水平處于中下段。

累計超額收益CAR數(shù)值普遍較小，均值大于中位數(shù)0.0022，極大值僅為0.1126，說明并購后行業(yè)差距較小，企業(yè)短期并購績效不太理想。并購后第一年的托賓Q值均值為2.5384，中位數(shù)接近于均值，極大值與極小值差距較大，而并購后第二年的托賓Q值趨勢相同，說明企業(yè)市場價值普遍大于重置成本，反映2011-2013年間樣本企業(yè)并購后一年的企業(yè)價值普遍得到提升，并購績效較好，但也有部分企業(yè)未實(shí)現(xiàn)應(yīng)有的并購目標(biāo)，沒有取得較好的業(yè)績，體現(xiàn)了醫(yī)藥制造業(yè)高風(fēng)險高利潤的特點(diǎn)，也反映出不同企業(yè)并購后整合效果不同，長期并購績效存在較大差異。

控制變量中的公司規(guī)模(SIZE)標(biāo)準(zhǔn)差為0.465 4，說明醫(yī)藥制造業(yè)家族企業(yè)總資產(chǎn)規(guī)模差距不大，市凈率(MTB)均值為4.3218，小于極大值9.135 4，極小值為1.293 5，企業(yè)每股市價是每股凈資產(chǎn)的1-9倍，說明醫(yī)藥制造業(yè)企業(yè)市場價值都大于企業(yè)本身的賬面價值，存在較大的投資機(jī)會與較好的發(fā)展前景，公司成長性(GROWTH)標(biāo)準(zhǔn)差為1.2518，極值差異較大，說明部分企業(yè)經(jīng)營業(yè)務(wù)多元化，市場需求大，業(yè)務(wù)擴(kuò)張能力強(qiáng)，而部分企業(yè)業(yè)務(wù)單一，市場拓展空間較小?？傊鲜嗅t(yī)藥制造類家族企業(yè)在盈余穩(wěn)健性水平、短期并購績效、資產(chǎn)規(guī)模、財務(wù)風(fēng)險幾個方面差距較小，而在長期并購績效以及公司成長性等長期性指標(biāo)的表現(xiàn)上卻參差不齊。

表2 相關(guān)變量的描述性統(tǒng)計

從表3的Pearson相關(guān)性分析可看出，模型一與模型二均用托賓Q值作被解釋變量，并購后一年績效并不顯著相關(guān)，而兩年后并購績效在0.1的水平下正相關(guān)，同樣在模型三中累計超額收益在0.1的水平下正相關(guān)，因此后續(xù)研究僅對模型二、模型三進(jìn)行回歸分析。表3結(jié)果表明控制變量的選取具有一定的合理性，市凈率(MTB)在0.01的水平上與長短期并購績效均呈顯著正相關(guān)，說明市凈率越大，公司賬面凈資產(chǎn)被低估，投資者也越看好公司發(fā)展前景，并購績效越好。由模型一、模型二可看出公司規(guī)模(SIZE)、財務(wù)風(fēng)險(LEV)與公司長期并購績效(TOBINQ)呈顯著負(fù)相關(guān)，這是由于公司規(guī)模越大，所受融資約束越大，面臨財務(wù)風(fēng)險較大，并購整合難度越大，從而導(dǎo)致長期并購績效表現(xiàn)一般；反之，資產(chǎn)規(guī)模小的公司財務(wù)風(fēng)險小，通過并購的資源整合彌補(bǔ)了并購前存在的不足，使公司并購后期發(fā)展得到較大幅度提升，長期并購績效表現(xiàn)突出。公司成長性(GROWTH)與短期并購績效(CAR)在0.05的水平上呈顯著負(fù)相關(guān)，這是因?yàn)椴①徥录媲捌冢髽I(yè)進(jìn)行的調(diào)研、估值以及盡職調(diào)查等準(zhǔn)備工作影響市場股價波動，成長性越好的企業(yè)短期并購績效反而越差。值得關(guān)注的還有盈余穩(wěn)健性水平(CSCORE)與公司規(guī)模呈顯著負(fù)相關(guān)，而與成長性在0.01的水平上正相關(guān)，這表明資產(chǎn)規(guī)模越大，會計處理時越傾向于“粉飾”投資項(xiàng)目成果，越存在不謹(jǐn)慎確認(rèn)的可能；而公司成長性越好，經(jīng)營發(fā)展能力越強(qiáng)，會計處理時對盈余穩(wěn)健性的落實(shí)越到位。

表3 Pearson相關(guān)性分析結(jié)果

注:”***”、”**”、”*”分別表示在0.01、0.05、0.1水平上顯著相關(guān)。

三 回歸結(jié)果與結(jié)論分析

如表4所示，模型二中并購后兩年績效與盈余穩(wěn)健性程度的回歸系數(shù)結(jié)果(-3.928)顯示為負(fù)，但并不顯著，表明盈余穩(wěn)健性與企業(yè)長期并購績效不存在顯著的線性關(guān)系，這與正相關(guān)的假設(shè)3相悖。可能的原因有以下幾點(diǎn)：(1)實(shí)施醫(yī)藥行業(yè)間的并購活動整合需要投入資金量較大，企業(yè)將盈余穩(wěn)健性水平放低，原本具有較強(qiáng)穩(wěn)健性的企業(yè)可能受到融資約束，從而在并購后的兩年績效表現(xiàn)并不突出，使投資效率受到影響。(2)醫(yī)藥制造業(yè)屬于高風(fēng)險的民生產(chǎn)業(yè)，受到行業(yè)規(guī)范以及政策實(shí)施的影響較大，其產(chǎn)品定價、販?zhǔn)矍蓝加休^為嚴(yán)格的限制條件，并購實(shí)施環(huán)境不如其他行業(yè)寬松，且2015年醫(yī)療體制改革前的醫(yī)藥行業(yè)市場波動大。

模型三以累計超額收益計量短期并購績效，與模型二回歸結(jié)果不同，短期并購績效與盈余穩(wěn)健性水平回歸系數(shù)為0.686，兩者在5%的水平上存在顯著的正向線性關(guān)系，表明主并企業(yè)盈余穩(wěn)健性水平提高1%，其短期并購績效隨之增長0.686%，該結(jié)果與假設(shè)2一致，驗(yàn)證了家族企業(yè)盈余穩(wěn)健性水平越高則短期并購績效越好。

表4 盈余穩(wěn)健性與并購績效回歸結(jié)果

注:”***”、”**”和”*”分別表示在0.01、0.05、0.1水平上顯著相關(guān)。

模型二與模型三顯示的調(diào)整R方較好，長期并購績效與盈余穩(wěn)健性的研究部分調(diào)整R方為0.639，Durbin-Waston值為2.015，說明前文中方程擬合程度較好；短期并購績效與盈余穩(wěn)健性研究的調(diào)整R方為0.358，F(xiàn)檢驗(yàn)值為3.687，模型擬合程度一般，但從整體上通過了一般水平的顯著性檢驗(yàn)，結(jié)果肯定了上市醫(yī)藥制造業(yè)家族企業(yè)盈余穩(wěn)健性與短期并購績效存在正相關(guān)線性關(guān)系，由此支持了本文的研究假設(shè)。

除此之外，模型二控制變量公司規(guī)模(SIZE)、財務(wù)風(fēng)險(LEV)與長期并購績效(TOBINQ)為顯著負(fù)相關(guān)，市凈率(MTB)與長期并購績效(TOBINQ)為顯著正相關(guān)，表示公司規(guī)模的擴(kuò)張、財務(wù)風(fēng)險的增大可能帶來并購后企業(yè)價值的減少，托賓Q值與市凈率都反映著股票流通市場上個股投資價值，具有方向上的趨同。然而成長性表現(xiàn)與企業(yè)長期并購績效不成線性關(guān)系，與以往的研究結(jié)論相悖，是由于醫(yī)藥行業(yè)因政策約束所具有的特殊性。模型三控制變量不同的是，公司規(guī)模與短期并購績效回歸系數(shù)為0.041，在1%的水平上顯著，這是由于累計超額收益在來源上與上市公司個股股價走勢有關(guān)，公司規(guī)模越大，越容易引起并購宣告日后的股價波動。

通過對醫(yī)藥制造業(yè)中的上市家族企業(yè)盈余穩(wěn)健性進(jìn)行度量分析，本文研究發(fā)現(xiàn)醫(yī)藥制造業(yè)家族企業(yè)存在盈余穩(wěn)健性，但與相關(guān)研究數(shù)據(jù)比照[11]，總體盈余穩(wěn)健性水平不高。就研究樣本檢驗(yàn)結(jié)果來看，盈余穩(wěn)健性僅與短期并購績效存在顯著的正相關(guān)關(guān)系，家族企業(yè)并購整合效果在短期內(nèi)具有一定的正向影響，但與長期并購績效不存在顯著線性關(guān)系，兩者的關(guān)系反映并不明確。

基于實(shí)證結(jié)果提出以下相關(guān)建議：

第一，盈余穩(wěn)健性既是融資約束企業(yè)順利對外借債的支撐，也能減少委托代理關(guān)系間的信息不對稱，降低代理成本，更能避免代理問題衍生出潛在的法律訴訟。而家族企業(yè)所反映的盈余穩(wěn)健性水平較弱，控制人影響內(nèi)部治理意志強(qiáng)烈，家族企業(yè)需要加強(qiáng)信息披露，提高盈余穩(wěn)健性，不僅利于企業(yè)內(nèi)部治理機(jī)制的完善，也能獲得更多的資本市場投資者的信任，利于實(shí)際控制家族的長遠(yuǎn)發(fā)展；醫(yī)藥制造業(yè)是國家規(guī)范管制的民生產(chǎn)業(yè)，涉及到消費(fèi)者生命健康、生態(tài)環(huán)境等問題，作為利潤率較高的必需品，該行業(yè)業(yè)績、發(fā)展前景一直優(yōu)于其他行業(yè)，且醫(yī)藥制造業(yè)一直以來在信息披露、內(nèi)部控制均被論證有存在缺陷、流于形式的弊端，[21]從會計管制這一需求動因出發(fā)，該行業(yè)信息披露、盈余穩(wěn)健性增強(qiáng)對廣義利益相關(guān)者有重大意義；

第二，從兩類并購績效結(jié)果可看出，短期并購績效表現(xiàn)較差，說明企業(yè)不能忽視并購活動的前期決策，客觀分析并購實(shí)施時企業(yè)的大量資本投入，避免短期行為。家族企業(yè)需要加大并購后的對內(nèi)投資力度，尤其是對于老字號傳承的醫(yī)藥制造業(yè)家族企業(yè)，在加強(qiáng)對已有專利保護(hù)的同時，更要緊跟“創(chuàng)新驅(qū)動”的行業(yè)發(fā)展趨勢，拓寬產(chǎn)品專利技術(shù)研發(fā)的其他相關(guān)領(lǐng)域；

第三，盈余穩(wěn)健性與短期并購績效正相關(guān)，而與長期并購績效關(guān)系不顯著，反映并購前的盈余穩(wěn)健性水平難以影響并購事件發(fā)生后的公司治理。長期并購績效與短期并購績效相比表現(xiàn)較好，但不具有普遍性，企業(yè)之間的并購效果相差較大，企業(yè)并購長期目標(biāo)的實(shí)現(xiàn)需重視后期整合。并購整合是主并公司收購目標(biāo)公司后開展的關(guān)鍵環(huán)節(jié)。并購整合效果決定了主并公司是否能夠通過并購活動獲得資產(chǎn)、技乃至企業(yè)文化的公司資源，真正達(dá)到雙方的協(xié)同效應(yīng)。并購整合的資源不僅涉及資金物資、生產(chǎn)技術(shù)等硬件層面，還包括組織結(jié)構(gòu)、企業(yè)文化、核心人才等軟件配備，而人員、文化的整合利于雙方達(dá)成共同戰(zhàn)略目標(biāo)，優(yōu)勢互補(bǔ)，促進(jìn)長期并購績效的提升；

第四，本文所選的醫(yī)藥制造企業(yè)在醫(yī)保控費(fèi)、藥品定價等體制改革環(huán)境下，缺乏國有控股公司所具備的政治支持，融資渠道、優(yōu)惠政策對于國有控股公司有一定的傾斜；相比民營企業(yè)為社會創(chuàng)造的價值，其獲得的外部金融資源存在明顯不匹配的現(xiàn)象。因此，政府具有“大股東”與“社會事務(wù)管理者”的雙重身份，應(yīng)當(dāng)規(guī)范自身在參與并購的干預(yù)行為，健全并購管理制度，創(chuàng)造良好的政策法律環(huán)境，構(gòu)建良好的并購支撐體系，對現(xiàn)有的產(chǎn)權(quán)交易市場給予一定的政策支持，為家族企業(yè)并購提供有利環(huán)境；

第五，實(shí)證結(jié)果還發(fā)現(xiàn)，家族企業(yè)的財務(wù)風(fēng)險(資產(chǎn)負(fù)債率)、公司成長性(營業(yè)收入增長率)以及市凈率對并購績效有顯著影響。這提示著作為主并方的家族企業(yè)，在并購實(shí)施之前要對自身所具有的償債能力、盈利能力、發(fā)展能力等財務(wù)狀況進(jìn)行深入分析，不可盲目跟風(fēng)并購熱潮。綜合考慮宏觀因素對并購成本，并購后整合，并購后市場新定位等各方面的影響，確定符合企業(yè)自身狀況的所處環(huán)境狀況的并購發(fā)展戰(zhàn)略。

本文存在的局限性為：(1)選取2011-2013年特定行業(yè)的上市家族企業(yè)并購事件，市場處于并購多發(fā)前階段，篩選出并購樣本數(shù)量較少，難以反映家族企業(yè)中盈余穩(wěn)健性治理問題的普遍性，同時這也在一定程度上影響著實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果，誤差因素較多；(2)影響家族企業(yè)并購績效、企業(yè)價值的其他治理因素很多，諸如兩職兼任、持股方式、家族政治支持，均會導(dǎo)致企業(yè)并購績效與盈余穩(wěn)健性的相關(guān)性受到噪音干擾。(3)長期并購績效的計量采用托賓Q值，該比值依賴于資本市場對企業(yè)的估價，資產(chǎn)的重置成本存在較高調(diào)整成本，且我國現(xiàn)實(shí)經(jīng)濟(jì)情況對數(shù)值的估計具有時滯性，長期并購績效的計量產(chǎn)生誤差。

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責(zé)任編輯：李珂

Research on the Relationship between Family Enterprise’s Earnings Conservatism and Its M&A Performance：Pharmaceutical Manufactuing Industry as an Example

CAO Xiangping, CHEN Huanghui

(School of Economics and Trade, Hunan University of Technology, Zhuzhou,Hunan,412007,China)

Statistic samples of this paper are M&A transactions of listed family enterprises of pharmaceutical manufacturing industry from 2011 to 2013. Earnings conservatism and M&A performance of the enterprise are respectively measured by event study method and KW model.It is analyzed that earnings conservatism has effects on M&A performance of family enterprise through financing contraint and agency problem. The study shows that earnings conservatism of family enterprise is rather weak, and there is a positive correlation between earnings conservatism and the short-term M&A performance，but no significant relationship between earnings conservatism and the long-term M&A performance．

family enterprise; earnings conservatism; mergers and acquisitions performance

10.3969/j.issn.1674-117X.2017.01.013

2016-06-24

湖南省社科基金項(xiàng)目“基于企業(yè)價值最大化視角的財務(wù)披露管理研究”(14YBA143)

曹湘平(1963-)，男，湖南資興人，湖南工業(yè)大學(xué)教授，碩士生導(dǎo)師，研究方向?yàn)闀嬂碚撆c實(shí)務(wù)的教學(xué)與研究；陳黃慧(1992-)，女，湖南株洲人，湖南工業(yè)大學(xué)碩士研究生，研究方向?yàn)樨攧?wù)會計理論與方法。

F234.4

A

1674-117X(2017)01-0057-07