中國互聯(lián)網(wǎng)上市公司并購績效實證研究

武永超，張凱

1．2．新疆大學，新疆 烏魯木齊 830046

一、引言

隨著國內(nèi)互聯(lián)網(wǎng)行業(yè)的蓬勃發(fā)展，互聯(lián)網(wǎng)產(chǎn)業(yè)技術逐漸完善，綜合能力得到極大提升，跨界融合漸趨明顯。在互聯(lián)網(wǎng)逐步進軍傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)的背景下，國內(nèi)互聯(lián)網(wǎng)行業(yè)迎來了新一輪的并購浪潮，具體表現(xiàn)為互聯(lián)網(wǎng)行業(yè)的并購活動愈發(fā)頻繁和活躍，重量級的并購投資已進入密集期，競爭日趨激烈。據(jù)相關權威機構研究，僅2016年一年，國內(nèi)互聯(lián)網(wǎng)行業(yè)就發(fā)生了317起并購事件，較2015年同期增加了一倍多，已披露的287起并購事件共涉及143.49億美元交易額，較2015年同期的54.25億美元增長了164.5%。

但是，隨著并購數(shù)量的急劇增加，并購活動也暴露出許多問題。2003年雅虎收購3721、2008年新浪收購分眾傳媒、2013年盛大收購酷6，這些轟動一時的互聯(lián)網(wǎng)收購大案，最后卻都以失敗收場，甚至是“賠了夫人又折兵”。如盛大收購酷6后，新老管理層內(nèi)斗不止，導致兩年后創(chuàng)業(yè)團隊集體出走，酷6最終成為空殼，并購方因此連續(xù)兩個財年業(yè)績出現(xiàn)了6%以上的下滑，至今仍未徹底恢復元氣。并購活動帶來的整合沖突、業(yè)績下降等一系列問題，使得互聯(lián)網(wǎng)行業(yè)并購面臨前所未有的挑戰(zhàn)。

基于以上背景，本研究從國內(nèi)互聯(lián)網(wǎng)行業(yè)入手，借助國內(nèi)外關于企業(yè)并購績效的相關理論研究，結合我國互聯(lián)網(wǎng)企業(yè)并購活動的實際，深入探究國內(nèi)互聯(lián)網(wǎng)上市公司并購績效現(xiàn)狀，并試圖解釋互聯(lián)網(wǎng)上市公司并購活動對并購績效的影響機制。

二、相關理論研究綜述

目前，在企業(yè)績效評價方面，國內(nèi)外學術界大多采取對同一企業(yè)不同時段的績效進行評價，其中比較典型的方法主要有兩種：基于股票市場的評價方法和經(jīng)營業(yè)績對比研究法。

基于股票市場的評價方法主要是事件研究法。事件研究法由Fama（1969）提出，該方法將企業(yè)并購作為個體事件，采用累計超常收益法來檢驗并購事件對股票市場的價格波動效應。其后，Mandelker（1974）和Ruback（1977）等人開始關注并購的中長期績效檢驗。Madden（1981）和 Jensen（1983）等人則主要關注并購的短期績效檢驗。20世紀90年代以后，由于發(fā)現(xiàn)評價并購中長期績效的股票事件法所采用的市場檢驗模型存在局限，許多學者開始對這類方法進行修正。Franks（1991）提出了并購績效檢驗的八因素方法，將檢驗方法提升到一個新 的層次，后續(xù)如 Agrawalet（1992）、Lyon（1997）、Alon（2000）等都對該驗證方法進行了完善，極大提高了并購績效評價的可靠性 。 Jensen （1983）、Jarrell（1988）、Schwert（1996）等人采用不同的樣本與測量區(qū)間進行實證檢驗，得到了基本一致的論斷：被并購方總是并購活動的絕對收益者。國內(nèi)學者研究的思路主要是基于事件研究法，結合中國具體情況進行研究，研究結論有所差異。陳勝元（1998）、王慧娟（2000）、余光勝（2001）、朱寶憲（2003）、余力（2004）等學者的研究結論表明，并購行為對被并購方的收益為正。而楊榮（2000）、梁嵐雨（2002）、張新（2003）等學者的研究結果則正好相反。

經(jīng)營業(yè)績對比研究法又稱財務數(shù)據(jù)對比法，該方法主要借助企業(yè)公布的財報等相關資料，以通用的業(yè)績指標作為評估標準，對比分析企業(yè)業(yè)績在并購行為前后的增減變化。該方法主要考察兩類指標：一類是盈利能力指標，一類是現(xiàn)金流量指標。對于前者，Ingham（1992）認為資產(chǎn)回報率和銷售回報率是衡量盈利能力最好的指標，而Meaks（1994）則推薦使用資產(chǎn)回報率；對于后者，Healy等人（1992）提出用稅前運營現(xiàn)金流來評價運營績效。后來，Ramaswamy等人（2003）在此基礎上采用行業(yè)調(diào)整的運營現(xiàn)金流指標進行評價。國內(nèi)學者主要在國外的研究基礎上，結合國內(nèi)具體的市場環(huán)境，不斷對指標進行補充和細化。檀向球（1998）引入主業(yè)鮮明性等9個指標進行綜合評價，馮根福（2001）則構建模型進行評價。

三、實證研究設計

（一）研究假設

Salter（1979）將組織戰(zhàn)略匹配概念引入并購研究領域，從而把并購分為相關并購和不相關并購，并認為相關性有利于促進企業(yè)并購取得成功。隨后，Singh（1984）采用觀察股價變動的方法，得出相關并購比不相關并購創(chuàng)造的價值更高。Montgomery（1987）采用事件研究法，認為相關并購總收益大于不相關并購。Tsai（2000）則對產(chǎn)生這一現(xiàn)象的原因做出了具體說明。綜合上述研究成果，本研究提出假設一：國內(nèi)互聯(lián)網(wǎng)上市公司相關并購的并購績效要優(yōu)于非相關并購的并購績效。

國內(nèi)學者王躍堂 （1999）、朱小平（2001）、張淑杰（2003）、沈維濤（2006）等學者通過選取樣本企業(yè)進行實證研究的方式，得出了非關聯(lián)并購業(yè)績要好于關聯(lián)并購業(yè)績，認為部分公司關聯(lián)并購存在粉飾報表的動機，即關聯(lián)并購并沒有真正提高上市公司的財務績效?；诖?，本研究提出假設二：國內(nèi)互聯(lián)網(wǎng)上市公司的非關聯(lián)并購績效要優(yōu)于關聯(lián)并購績效。

（二）研究指標體系構建

基于以往的研究成果和思路，本研究將借助相關的指標體系評價并購績效的變化。目前評價企業(yè)并購績效較為常用的指標體系是2017年國家部委出臺的 《企業(yè)績效評價操作細則》。細則從財務收益、資產(chǎn)營運、發(fā)展能力等方面構建評價體系，每一方面又有具體的指標作為反映該方面的量化指標。每一指標都有相應的計算公式，便于實際操作。具體如表1所示。

表1 并購績效指標體系

（三）研究樣本

2013-2016年的 IT均值分別為 7．520854、6．422645、5．998782、6．957500， 并購當年較并購前一年有所下降，并購后兩年中有一定回升；2013-2016年的CAT均值在并購當年和并購后一年內(nèi)逐漸下降，并購后第二年有顯著上升；2013-2016年的CR均值并購當年較并購前一年度，有顯著上升，增幅為12%，并購后兩年內(nèi)卻大幅下降。這可能由于國內(nèi)企業(yè)并購采取的現(xiàn)金支付模式，對并購發(fā)起方的償債能力產(chǎn)生了較為明顯的影響。綜合來看，并購行為對資產(chǎn)營運狀況有一定影響，但這種影響是否正向，還有待進一步驗證。

在衡量發(fā)展能力狀況的指標中，2013-2016年的 GRTA 均值分別為0．093238、0．053476、0．022458、0．021046。 從均值趨勢看，一直處于下降趨勢，表明樣本企業(yè)的并購行為并未對企業(yè)的發(fā)展能力起到顯著的作用。

由于描述統(tǒng)計自身的局限性，且各變量之間存在諸多關系，無法客觀解釋變量對整體的影響。因此，本研究計劃采取主成分分析法，將變量做簡化處理，并找出各變量之間的彼此聯(lián)系。

（二）綜合得分計算

本研究樣本以2014年發(fā)生并購的國內(nèi)上市互聯(lián)網(wǎng)公司為原始樣本，然后根據(jù)以下標準進行樣本篩選：

1．在研究時間區(qū)間內(nèi)，必須有完整的財務數(shù)據(jù)且進行并購公告；

2．排除在交易市場做特別處理的上市互聯(lián)網(wǎng)公司；

3．主并方須在我國境內(nèi)上市；

4．排除現(xiàn)已終止上市的公司；

5．如果當年度樣本發(fā)生多次并購行為，只取并購數(shù)額最大的一次作為研究樣本；

6．檢驗區(qū)間為并購前一年度、并購當年以及并購后兩年度。

根據(jù)以上篩選條件，最終確定20家互聯(lián)網(wǎng)企業(yè)作為此次研究的樣本數(shù)據(jù)。

四、實證研究結果

（一）樣本描述性統(tǒng)計

本研究借助統(tǒng)計軟件對選取的20個企業(yè)樣本的財務收益狀況、資產(chǎn)營運狀況、償債能力狀況、發(fā)展能力狀況所涉及的七類指標進行了描述性統(tǒng)計，如表2所示。

從表2中可以看出，在衡量財務收益狀況的三類指標中，2013-2016年的MBPM的均 值 分 別 為 0．718543、0．905612、0．701641、0．565894，并購當年較并購前一年度出現(xiàn)了較大的增幅，但在并購后的兩年內(nèi)，MBPM值一直呈下降趨勢；2013-2016年的ROTA的 均 值 分 別 為 0．096693、0．005245、0．061248、0．067559， 并 購 當 年 降 幅 超 過90%，并購后兩年雖有顯著回升，但均低于并購前一年度；2013-2016年的ROE的均值 分 別 0．104014、 -0．021182、0．108415、0．151732，并購當年出現(xiàn)負值，并購后兩年均較并購前一年度有較大提升。綜合來看，并購行為對財務收益狀況有一定影響，但這種影響是否正向，還有待進一步驗證。

在反映資產(chǎn)營運狀況的三類指標中，

表2 描述性統(tǒng)計匯總

本研究對20個樣本公司2013-2016年的財務數(shù)據(jù)進行因子分析。因子分析是一種簡化研究變量的方法，其原理是通過矩陣分析從多個變量中找出能控制幾乎所有變量的隨機變量，這些隨機變量可以包含數(shù)據(jù)中的大量信息。限于篇幅，本研究將以2013年財務數(shù)據(jù)為例，借助SPSS21．0進行處理分析。其處理結果如下：

表3是2013年度樣本數(shù)據(jù)的KMO和Bartlett的檢驗結果。從中可知，該年度數(shù)據(jù)樣本的 KMO=0．383，Bartlett的球形度檢驗近似卡方值 58．681，Sig=0．000， 小于顯著性水平0．05，認為適合做主成分分析。同理，通過2014-2016年度樣本績效數(shù)據(jù)KMO和Bartlett的檢驗結果分析，這三個年度均適合做主成分分析。

表3 樣本績效數(shù)據(jù)KMO和Bartlett檢驗表

表4反映的是因子的共同度情況。由表4可以看出，七個變量的初始解下的共同度都為1，表明原有變量方差都可以解釋。在特征根大于1的提取條件下幾乎所有的變量提取值都在0．8以上，反映出多數(shù)變量的大部分信息都可以被因子解釋，因子提取的效果較為理想。同理，通過2014-2016年度樣本績效數(shù)據(jù)因子分析共同度結果分析，這三個年度每年度中所有變量的大部分信息可被因子解釋，因子提取的總體效果理想。

表4 公因子方差表

表5是相關系數(shù)矩陣的特征值、方差貢獻率及累計方差貢獻率的計算結果?？梢钥吹剑谝粋€因子的特征值為2．464，解釋了原有7個變量總方差的35．199%；第二個因子的特征值為2．266，解釋了原有7個變量總方差的32．37%；第三個因子的特征值為1．185，解釋了原有 7個變量總方差的16．924%。前三個因子的累計方差貢獻率為84．493%，并且只有它們的取值大于1，說明前三個公因子基本包含了全部變量的主要信息，因此選擇前三個因子為主因子即可。同時，被提取的荷載平方和旋轉(zhuǎn)后的平方載荷數(shù)據(jù)組列出了因子提取后和旋轉(zhuǎn)后的因子方差解釋情況。從中可以看出，它們都支持選擇三個公共因子。同理，2014、2015、2016年度的前三個因子的累計方差貢獻率分別為 81．345%、85．281%、81．791%，都大于80%，基本包含了全部變量的主要信息，因此選擇前三個因子為主因子即可。

圖1是因子分析碎石圖，橫坐標為因子數(shù)目，縱坐標為特征根?？梢钥吹?，第一個因子的特征值很高，對解釋原有變量的貢獻率最大；第三個以后的因子特征根都較小，取值都小于1，說明它們對解釋原有變量的貢獻很小，因此提取前三個因子是合適的。

同理，2014-2016年度的因子分析碎石圖呈現(xiàn)出的結果基本一致。

表6顯示了實施因子旋轉(zhuǎn)后的載荷矩陣?？梢钥吹?，第一主因子在MBPM、ROTA、ROE指標上具有較大的載荷系數(shù)，分別為 0．869、0．956、0．825，主要反映了企業(yè)財務收益狀況，編號Q1；第二主因子在CR、CAT、IT指標上具有較大的載荷系數(shù)，分別為 0．884、0．678、0．600， 主要反映了企業(yè)的資產(chǎn)運營狀況，編號Q2；第三主因子在GRTA指標上有較大的載荷系數(shù)，為0．757，主要反映了企業(yè)的發(fā)展能力狀況，編號Q3。其它3年度相類似。

表7列出了采用回歸估計的因子得分系數(shù)。根據(jù)系數(shù)得分，可以寫出以下因子得分系數(shù)：

表5 因子分析的總方差解釋表

圖1因子分析碎石圖

表6 因子旋轉(zhuǎn)后的載荷矩陣

由表8所示，因子得分的協(xié)方差矩陣為單位矩陣，表明提取的三個公因子之間不具有相關性。本研究借鑒以往研究相關數(shù)據(jù)處理成果①，根據(jù)提取的三個主因子情況，結合三個因子方差貢獻率，寫出了2013年度的綜合得分函數(shù)：

表7 因子得分系數(shù)表

表8 因子得分的協(xié)方差矩陣

2013年（并購前一年度）：

同理，可以得出2014-2016年度的綜合得分函數(shù)：

2014年（并購當年度）：

2015年（并購后第一年度）：

2016年（并購后第二年度）：

根據(jù)2013-2016年度的綜合得分函數(shù)，可以計算出各年度的綜合得分，作為下一步研究的樣本數(shù)據(jù)基礎。

（三）數(shù)據(jù)綜合檢驗結果

依據(jù)上述研究結果，本研究將采用差值法對并購前后相應年度樣本綜合得分進行計算，以此來檢驗樣本企業(yè)的并購績效，計算結果如表9所示。

表9 綜合得分匯總

表 9 中 Y1、Y2、Y3、Y4分別表示 2013 年（并購前一年度）、2014年 （并購當年度）、2015年（并購后第一年度）、2016年（并購后第二年度）的綜合得分，Y2-Y1表示2014年與2013年的綜合得分的差值；正值比表示綜合得分為正值的樣本數(shù)據(jù)占所有綜合得分樣本的比率。

由表 10 可以看出，Y2-Y1、Y3-Y2、Y4-Y3的均值一直呈現(xiàn)下降趨勢，并購后兩年度的均值均小于并購前一年度的得分，這表明，企業(yè)并購活動并沒有讓互聯(lián)網(wǎng)公司的經(jīng)營狀況得到明顯改善，相反，還使得其出現(xiàn)惡化的趨勢。但另一方面，Y2-Y1、Y3-Y2、Y4-Y3的正值比卻呈現(xiàn)出上升的趨勢，正值比逐年增加，表明并購后綜合得分為正值的樣本公司數(shù)量比并購前有較為明顯的增加，即并購活動對一些上市互聯(lián)網(wǎng)公司的業(yè)績有一定的改善作用。基于此發(fā)現(xiàn)，本研究決定將研究樣本進行適當分類細化，以期通過該方式，探究不同類型的并購活動對企業(yè)的績效的影響作用。

（四）研究假設的實證檢驗結果

1．研究假設一的檢驗

表10 相關并購與非相關并購均值和正值比

借助SPSS21．0軟件，對20個上市互聯(lián)網(wǎng)公司樣本相關并購和不相關并購進行了分類統(tǒng)計。其中相關并購有13家，占樣本總量的65%，不相關并購有7家，占樣本總量的35%。由表10可知，相關并購中，Y2-Y1、Y3-Y2、Y4-Y3三者的綜合得分均值分別為 0．027456、0．018365、0．014259，其正值比分別為 0．537123、0．546291、0．562913。 不相關并購中，Y2-Y1、Y3-Y2、Y4-Y3三者的綜合得分均值分 別為-0．624932、-0．036382、-0．028618， 其 正 值 比 分 別 為 0．421548、0．431894、0．485392。從綜合得分均值和正值比變化趨勢來看，相關并購明顯要好于不相關并購，都呈現(xiàn)逐年上升的態(tài)勢。相反，不相關并購綜合得分均值呈現(xiàn)逐年遞減趨勢。綜合來看，上市互聯(lián)網(wǎng)公司相關并購行為能為企業(yè)自身帶來較好的績效，不相關的并購行為可能使企業(yè)績效陷入到不利的境地。

該結論驗證了本研究假設一的成立。

2．研究假設二的檢驗

表11 關聯(lián)并購與非關聯(lián)并購均值和正值比

在前期數(shù)據(jù)統(tǒng)計中得出關聯(lián)并購有11家，占樣本總量的55%，非關聯(lián)并購有9家，占樣本總量的45%。由表11可知，關聯(lián)并購中，Y2-Y1、Y3-Y2、Y4-Y3三者的綜合得分均值分別為 0．103248、-0．052951、-0．031262，其 正 值 比 分 別 為 0．584931、0．432236、0．496027。 非關聯(lián)并購中，Y2-Y1、Y3-Y2、Y4-Y3三者的綜合得分均值分別為-0．04212、0．031428、0．001639， 其 正 值 比 分 別 為0．420156、0．483921、0．518397。 從綜合得分均值變化趨勢來看，關聯(lián)并購呈現(xiàn)出遞減的趨勢，雖說后期有所放緩，但仍低于并購前期的綜合得分。其正值比也經(jīng)歷了相同的趨勢。這表明上市公司關聯(lián)并購行為對企業(yè)自身的績效改善沒有達到較好的預期效果。另一方面，非關聯(lián)并購的綜合得分卻呈現(xiàn)逐年上升的趨勢，由前期負值到后期出現(xiàn)正值，雖然后期增速放緩，但仍然是增長態(tài)勢，正值比也逐年上升。這表明，上市互聯(lián)網(wǎng)公司的非關聯(lián)并購行為會為企業(yè)帶來較好的績效改善。

該結論驗證了本研究假設二的成立。

五、研究結論及借鑒意義

（一）研究結論

第一，我國上市互聯(lián)網(wǎng)公司并購行為對企業(yè)自身績效改善總體上沒有達到應有的效果，部分上市互聯(lián)網(wǎng)公司的業(yè)績并沒有因為并購活動而得到顯著提升。

第二，上市互聯(lián)網(wǎng)公司相關并購行為能為企業(yè)自身帶來較好的績效，不相關的并購行為可能使企業(yè)績效陷入到不利的境地。

第三，上市公司關聯(lián)并購行為對企業(yè)自身的績效改善沒有達到較好的預期效果，而非關聯(lián)并購行為會為企業(yè)帶來較好的績效改善。

（二）研究對并購實踐的借鑒意義

第一，重視并購行為的風險。由研究分析可知，目前我國上市互聯(lián)網(wǎng)公司并購行為對企業(yè)自身績效改善總體上沒有達到應有的效果，部分上市互聯(lián)網(wǎng)公司的業(yè)績并沒有因為并購活動而得到顯著提升。這在一定程度上反映出我國的互聯(lián)網(wǎng)并購活動存在較大的風險性，因此，互聯(lián)網(wǎng)企業(yè)一定要理性對待并購行為，充分預估并購行為中的不確定因素，不要過于盲目和冒進。

第二，并購決策要切準自身，綜合考量。研究證實，不同的并購行為對并購績效有不同的影響。企業(yè)在進行并購決策時，應從企業(yè)實際出發(fā)，結合企業(yè)自身發(fā)展情況和戰(zhàn)略定位，選擇適合自身情況的并購類型，并綜合考量并購行為涉及的相關要素對并購活動本身的影響。

第三，注重績效反饋對并購整合的修正作用。應當將并購績效視為一個動態(tài)過程，在企業(yè)實施并購行為之后，要定期進行反饋評估，從中發(fā)現(xiàn)并購整合中的問題，找出問題根源，及時進行修正，保證并購整合效果能處在一個合理的控制范圍內(nèi)，以促進企業(yè)業(yè)績的持續(xù)改善。

注釋：

①方法來源：劉曄．中國企業(yè)并購績效實證研究[D]．上海：上海交通大學，2010：29-31．

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