基于因子分析法的民營企業(yè)海外并購績效研究

（北京信息科技大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，北京 100192）

一、引言

1999年，黨中央、國務(wù)院實(shí)施“走出去”戰(zhàn)略，這是我國對外開放的重要舉措，開啟了國內(nèi)企業(yè)實(shí)施海外并購的浪潮。隨著我國經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，海外并購逐漸成為我國企業(yè)實(shí)施全球化戰(zhàn)略的重要途徑。根據(jù)清科數(shù)據(jù)中心的數(shù)據(jù)，我國民營企業(yè)海外并購的交易數(shù)量在2008—2015年間持續(xù)上升，在2015年達(dá)到頂峰，交易數(shù)量為137起，遠(yuǎn)超國有企業(yè)，成為我國海外并購市場的主力軍。之后，受各種因素影響，民營企業(yè)海外并購的交易數(shù)量在2017年降至109起后迅速回升，從并購活躍程度看，民營企業(yè)仍是最活躍的海外買家，在我國海外并購市場中處于領(lǐng)先地位。

隨著海外并購市場的蓬勃發(fā)展，跨國并購能否真正為并購方帶來價(jià)值增值成為眾多國內(nèi)外學(xué)者研究的熱點(diǎn)問題。有學(xué)者認(rèn)為海外并購能對企業(yè)績效產(chǎn)生正面影響。BillB Francis和Iftekhar Hasan等（2008）實(shí)證分析了1990—2003年收購方為美國企業(yè)的所有并購交易數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)參與細(xì)分市場并購的大型美國公司獲得的平均收益高于參與綜合市場并購的公司。宋維佳、許宏偉（2011）對2008—2010年間進(jìn)行海外并購的8家資源型上市公司進(jìn)行實(shí)證研究，發(fā)現(xiàn)海外并購能給資源型企業(yè)股東帶來一定的財(cái)富增值。也有學(xué)者提出海外并購無效的觀點(diǎn)。Olivier Bertrand和Marie-Ann Betschinger（2012）研究了俄羅斯發(fā)起的國內(nèi)并購和國際并購對經(jīng)營績效的影響，結(jié)果發(fā)現(xiàn)與非并購公司相比，國內(nèi)并購和國際并購均會降低并購方績效。林季紅、劉瑩（2013）研究了2001—2011年中國A股市場上進(jìn)行的110起海外并購事件的連續(xù)持有超長收益情況發(fā)現(xiàn)，并購方股東在海外并購中遭受到了明顯的財(cái)富損失。承上所述，本文基于民營企業(yè)在海外并購市場中的重要地位，認(rèn)為研究民營企業(yè)海外并購是否能給并購方帶來價(jià)值增值十分重要，對于未來民營企業(yè)海外并購活動的實(shí)施具有理論和實(shí)踐意義。

二、研究設(shè)計(jì)

（一）樣本選擇和數(shù)據(jù)來源

本文選取并購首次公告日在2013—2017年間的民營企業(yè)海外并購事件為研究樣本，考察區(qū)間為并購前一年、并購當(dāng)年、并購后第一年和并購后第二年。民營企業(yè)海外并購樣本事件來自清科數(shù)據(jù)中心，績效評價(jià)體系中的相關(guān)財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)來自RESSET數(shù)據(jù)庫、國泰安研究服務(wù)中心的CSMAR數(shù)據(jù)庫，采用SPSS25和EXCEL2013對數(shù)據(jù)進(jìn)行分析和處理。搜集樣本時(shí)按照以下標(biāo)準(zhǔn)進(jìn)行篩選：

1.并購方獲得目標(biāo)公司的方式是股權(quán)收購且收購比例≥40%。

2.參考李善民等多位學(xué)者的研究，剔除并購金額低于1000萬元人民幣的樣本。

3.同一民營企業(yè)在3個(gè)月內(nèi)連續(xù)進(jìn)行多次海外并購，選取并購涉及金額最大的一筆，其他樣本舍棄。

4.剔除財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)披露不全的樣本。

經(jīng)過篩選，最終得到227個(gè)民營企業(yè)海外并購樣本，2013—2017年各年度分別有29起、36起、52起、61起、49起。

（二）績效評價(jià)指標(biāo)的選取

國內(nèi)外學(xué)者對績效評價(jià)指標(biāo)的選取不盡相同，本文參考劉大志（2010）、李衛(wèi)民和黃旭（2014）等學(xué)者的觀點(diǎn)，從營運(yùn)能力、盈利能力、償債能力、發(fā)展能力以及擴(kuò)張能力5個(gè)方面建立績效評價(jià)指標(biāo)體系來綜合評價(jià)企業(yè)經(jīng)營績效，具體的指標(biāo)選取如表1所示：

表1 民營企業(yè)海外并購績效評價(jià)指標(biāo)體系

三、實(shí)證研究

本文利用SPSS25，采用因子分析法對227家樣本公司的11個(gè)財(cái)務(wù)指標(biāo)按照并購前一年（T-1）、并購當(dāng)年（T）、并購后第一年（T+1）和并購后第二年（T+2）分期分別進(jìn)行因子分析，計(jì)算各期綜合績效得分。下文以并購前一年的綜合績效得分計(jì)算過程為例，其他3期過程省略，只列示最終的綜合得分計(jì)算公式。

（一）KMO和Bartlett球形度檢驗(yàn)

在進(jìn)行因子分析前，首先對數(shù)據(jù)進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理，消除由于量綱不同帶來的影響。然后進(jìn)行KMO和Bartlett球形度檢驗(yàn)，用于判斷所選數(shù)據(jù)是否適合進(jìn)行因子分析。

KMO檢驗(yàn)用于檢驗(yàn)變量之間的相關(guān)性和偏相關(guān)性，一般認(rèn)為大于0.5即適合做因子分析；Bartlett球形度檢驗(yàn)用于檢驗(yàn)變量之間是否相互獨(dú)立，當(dāng)顯著性水平小于0.05時(shí)，表明各個(gè)變量有相關(guān)關(guān)系，變量中存在公共因子。由表2可知，并購前一年KMO測定值為0.559，且顯著性水平為0.000，說明所選績效評價(jià)數(shù)據(jù)適合進(jìn)行因子分析。

表2 KMO和Bartlett球形度檢驗(yàn)結(jié)果

（二）提取公因子

根據(jù)特征值大于1的原則，從并購前一年的績效評價(jià)指標(biāo)體系中提取了4個(gè)公因子，其特征值分別是3.314、2.214、1.529、1.076，方差貢獻(xiàn)率分別為 30.130%、20.124%、13.897%和9.780%。4個(gè)公因子的累計(jì)方差貢獻(xiàn)率達(dá)到73.931%，在簡化計(jì)算的同時(shí)，又能解釋原始11個(gè)變量的大部分信息。

圖1 碎石圖

通過碎石圖可以更加直觀地看出最優(yōu)因子的數(shù)量，它用于反應(yīng)各個(gè)因子的重要程度。橫坐標(biāo)表示因子個(gè)數(shù)，縱坐標(biāo)表示各個(gè)因子對應(yīng)的特征值。看碎石圖最重要的就是找拐點(diǎn)，即陡坡和緩坡的臨界點(diǎn)，用于確定公因子數(shù)目。由圖1可以看出，碎石圖從第四個(gè)公因子開始趨于緩和。綜合表3和圖1的分析結(jié)果，可以從并購前一年的績效評價(jià)指標(biāo)體系中提取4個(gè)公因子來代表初始11個(gè)原始指標(biāo)的大部分信息。

表3 總方差解釋

（三）旋轉(zhuǎn)后的因子載荷矩陣

通過最大方差法將因子載荷矩陣進(jìn)行正交旋轉(zhuǎn)得到旋轉(zhuǎn)后的因子載荷矩陣（見表4）。因子載荷指的是變量與公共因子的相關(guān)系數(shù)，因子載荷的取值范圍為-1至1。載荷值的絕對值越大，即趨近于1或-1，表明因子對變量的影響越大；越接近于0，表明因子對變量的影響越小。

由表4可以看出，第一個(gè)公因子在每股收益、凈資產(chǎn)收益率和資產(chǎn)凈利率上載荷較大，說明第一個(gè)公因子代表的是并購方的盈利能力，結(jié)合表3可知，該因子對綜合績效得分的方差貢獻(xiàn)率最高，為24.505%；第二個(gè)因子在凈資產(chǎn)增長率和總資產(chǎn)增長率上有較大載荷，說明該因子對以上兩個(gè)指標(biāo)的解釋能力較強(qiáng)，其代表的主要是并購方的成長能力，該因子對綜合績效的方差貢獻(xiàn)率為18.691%；速動比率和資產(chǎn)負(fù)債率在第三個(gè)因子上有較大載荷，它們代表的是并購方的償債能力，該因子對綜合績效的方差貢獻(xiàn)率為15.785%；在第四個(gè)因子上有較大載荷的指標(biāo)是每股凈資產(chǎn)和每股經(jīng)營活動現(xiàn)金流量，其反映的是并購方的擴(kuò)張能力，該因子對綜合績效的方差貢獻(xiàn)率為14.951%。

表4 旋轉(zhuǎn)后的因子載荷矩陣

（四）因子得分和綜合績效得分

表5顯示了并購前一年樣本公司的成分得分系數(shù)矩陣，由此可以計(jì)算并購前一年各個(gè)因子的得分情況。

表5 成分得分系數(shù)矩陣

根據(jù)成分得分系數(shù)矩陣可以得到各個(gè)因子得分的線性方程組如下：

將樣本公司標(biāo)準(zhǔn)化后的財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)代入上述公式，可以計(jì)算出并購前一年各個(gè)樣本公司4個(gè)公因子分別的得分。結(jié)合總方差解釋表中的方差貢獻(xiàn)率，可以得到并購前一年樣本公司綜合績效得分的計(jì)算公式：

同理，可以得到并購當(dāng)年、并購后第一年和并購后第二年綜合績效得分的計(jì)算公式：

四、實(shí)證結(jié)果分析

各期的4個(gè)公因子平均得分情況如表6所示：

表6 各期公因子平均得分表

由表6可以看出，盈利能力因子在并購后顯著下降，在并購后第一年達(dá)到最低點(diǎn)，并購后第二年顯著上升，相比并購后第一年增長了3.93倍，說明從短期來看民營企業(yè)海外并購后盈利能力下降，但在并購后第二年盈利能力有了大幅改善，盈利前景更加廣闊。

發(fā)展能力因子的變化趨勢有明顯的波動，說明海外并購給民營企業(yè)的發(fā)展造成了很大沖擊，且在短期內(nèi)無法恢復(fù)。

償債能力因子在并購后持續(xù)下降，直到并購后第二年才有所提升，但仍遠(yuǎn)低于并購前一年的償債能力因子得分，說明民營企業(yè)進(jìn)行海外并購時(shí)需支付大額資金，在一定程度上增加了公司的財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)，雖然這種情況在并購后第二年有所緩解，但是仍舊沒有恢復(fù)到并購前一年的償債能力水平。

擴(kuò)張能力因子的變化趨勢與盈利能力因子相似，不同的是其在并購后第二年擴(kuò)張能力顯著上升，甚至遠(yuǎn)遠(yuǎn)超過并購前一年的水平，公司發(fā)展?jié)摿凸善蓖顿Y價(jià)值有顯著提升。

通過因子分析法對227個(gè)樣本公司并購前后的綜合績效得分進(jìn)行計(jì)算后，對并購前后的綜合績效得分進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì)（見表7）。

表7 描述性統(tǒng)計(jì)

根據(jù)上表，畫出樣本公司并購前后綜合績效得分均值的變化趨勢圖（見圖2）。由于使用因子分析法計(jì)算綜合得分使用的是標(biāo)準(zhǔn)化后的數(shù)據(jù)，綜合得分的數(shù)據(jù)較小，所以圖2以10-8為計(jì)量單位。

圖2 綜合得分均值變化趨勢圖

由圖2可以看出，樣本公司并購前后的綜合績效得分總體呈現(xiàn)先下降后上升的狀態(tài)。并購前一年的平均綜合績效得分最高；并購當(dāng)年綜合績效得分均值急劇下降，由正轉(zhuǎn)負(fù)，下降最為明顯；并購后第一年仍在下降，但是速度緩慢，直到并購后第二年綜合績效得分才有所上升，但仍低于并購前一年的綜合績效得分。

由于均值容易受到一組數(shù)據(jù)中極端值的影響，代表性較差，簡單比較并購前后綜合績效得分均值的變化并不能對民營上市公司并購前后的績效變化作定性分析，所以本文引入配對樣本T檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)方法。配對樣本T檢驗(yàn)對于分析同一對象前后測量值之間的差異很有用，可以通過配對樣本T檢驗(yàn)分析民營企業(yè)海外并購前后的綜合績效是否有統(tǒng)計(jì)學(xué)上的顯著差異。檢驗(yàn)結(jié)果見表8。

配對樣本相關(guān)性得出了并購前一年、并購當(dāng)年、并購后第一年和并購后第二年4期6個(gè)組合各自的相關(guān)系數(shù)。雖然各組的相關(guān)系數(shù)均小于0.5，但是Sig.均小于顯著性水平0.05，均具有顯著的低相關(guān)關(guān)系。通過配對樣本T檢驗(yàn)結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，6組數(shù)據(jù)的Sig.值均大于顯著性水平0.05，所以可以得出結(jié)論：民營企業(yè)海外并購并沒有給并購方帶來顯著的績效變化，沒有實(shí)質(zhì)上提高公司的財(cái)務(wù)績效。

表8 配對樣本T檢驗(yàn)

五、結(jié)語

本文采用因子分析法，構(gòu)建綜合績效評價(jià)模型，對2013—2017年間進(jìn)行海外并購的民營企業(yè)并購績效進(jìn)行了研究，結(jié)果表明：民營企業(yè)海外并購，會使其盈利能力、償債能力和擴(kuò)張能力在短期內(nèi)持續(xù)下降，在并購后第一年降到最低，但是在并購后第二年又開始顯著回升，其中擴(kuò)張能力甚至遠(yuǎn)超并購前一年水平，從長遠(yuǎn)來看有積極影響；而發(fā)展能力不斷波動變化，無明顯變化趨勢；從綜合績效評價(jià)來看，民營企業(yè)海外并購沒有給并購方帶來顯著的績效變化。