投資吸引力、融資約束與并購融資決策

蔣弘 劉星 柏仲

【摘要】基于情緒ABC理論，通過構(gòu)建上市公司投資吸引力綜合評價體系，以2006 ～ 2017年A股上市公司作為研究對象，對上市公司投資吸引力與并購融資決策的關(guān)系進(jìn)行研究。結(jié)果發(fā)現(xiàn)：上市公司投資吸引力越弱，公司面臨的融資約束就越強，公司采用定向增發(fā)為并購項目融資的可能性也越高。中介效應(yīng)檢驗顯示，投資吸引力對并購融資決策的影響以融資約束作為傳遞中介。研究還發(fā)現(xiàn)：制造業(yè)上市公司會面臨更強的融資約束，也會更傾向于采取定向增發(fā)為并購項目融資;并購融資所需要的資金減少時，上市公司選擇定向增發(fā)的概率會提高。由此可知，上市公司可以通過改善自身狀態(tài)來提升投資吸引力，以擺脫較強的融資約束。在分析上市公司的并購融資決策時，更需要關(guān)注“具體融資方式偏好”。

【關(guān)鍵詞】投資吸引力;并購;融資約束;定向增發(fā);情緒ABC

【中圖分類號】F275 ? ? ?【文獻(xiàn)標(biāo)識碼】A ? ? ?【文章編號】1004-0994（2020）10-0035-9

一、 引言

在人類社會中，吸引力是真實存在的力量。事物之間的吸引力會影響人的決策行為已經(jīng)得到越來越多的研究證實。然而，由于概念定義的模糊和衡量方法的缺失，上市公司的投資吸引力雖然在現(xiàn)實生活中得到相當(dāng)多的關(guān)注，但學(xué)術(shù)研究對其在公司并購融資決策中的作用卻鮮有涉及。

并購作為促進(jìn)上市公司發(fā)展的一項重要活動，通常需要借助外部融資來滿足項目的資金需求，上市公司的并購融資決策也因此成為人類復(fù)雜且重要的決策行為之一。通過分析上市公司投資吸引力對并購融資決策的影響及其傳遞路徑，可以深入洞悉并購融資方式選擇的主要動機，從而準(zhǔn)確把握個體決策行為中存在的共性，具有一定的理論價值和現(xiàn)實意義。

關(guān)于事物的吸引力，最早見于心理學(xué)文獻(xiàn)，之后其他領(lǐng)域的學(xué)者對此也展開了研究。Blau[1] 認(rèn)為，事物產(chǎn)生的吸引力取決于雙方的預(yù)期。在雙方關(guān)系中，如果一方覺得另一方具有吸引力，就會表現(xiàn)得積極主動[2] 。研究顯示，具有吸引力的個體更容易獲得他人的正面評價、良好對待和積極合作[3-5] 。汝濤濤等[6] 發(fā)現(xiàn)，面對高面孔吸引力的記錄員，被試者在向其報告預(yù)測結(jié)果時會表現(xiàn)得更加誠實。Baxter[7] 指出，客戶的財務(wù)吸引力越強，供應(yīng)商做出的承諾水平就越高，提供給客戶的待遇水平也越高。而關(guān)于并購融資決策的影響因素，學(xué)者們從目標(biāo)資本結(jié)構(gòu)、公司基本能力、公司股權(quán)結(jié)構(gòu)等角度取得了一定的研究成果[8，9] ?？傮w而言，在經(jīng)濟(jì)管理領(lǐng)域，有關(guān)事物吸引力與人類決策行為兩者關(guān)系的研究尚處于發(fā)展階段，對上市公司投資吸引力很少涉及。同時，對于并購融資決策的影響因素，現(xiàn)有研究缺少統(tǒng)一的理論框架，鮮有研究將上市公司投資吸引力與并購融資決策結(jié)合起來進(jìn)行分析。按照本文的研究思路，并購融資決策的大多數(shù)影響因素都可以納入投資吸引力這一范疇中。

本文的主要貢獻(xiàn)在于：①對上市公司的投資吸引力進(jìn)行了定義;②就衡量上市公司的投資吸引力構(gòu)建了方法;③獲取了上市公司投資吸引力會顯著影響并購融資決策的經(jīng)驗證據(jù);④發(fā)現(xiàn)了上市公司投資吸引力對并購融資決策的影響通過融資約束進(jìn)行傳遞的現(xiàn)象。

二、 理論分析與研究假設(shè)

按照心理學(xué)家Ellis[10] 提出的情緒ABC理論，激發(fā)事件A（Activating Event）只是引發(fā)情緒和行為后果C（Consequence）的間接原因，而直接原因則是個體對激發(fā)事件A的認(rèn)知和評價所產(chǎn)生的信念B（Belief）。將該理論應(yīng)用于資本市場，那些直接反映上市公司狀態(tài)的事實只是影響投資者行為的間接因素，而直接因素則是投資者由此所產(chǎn)生的對上市公司的看法。這種看法作為一種投資源動力，能夠驅(qū)動或者限制投資者的投資。由于投資者對上市公司的看法是對公司目前狀態(tài)進(jìn)行綜合考量的結(jié)果，因此，本文將“基于對上市公司資源、能力、素質(zhì)、聲譽等狀態(tài)的綜合評價，驅(qū)動或限制投資者投資行為的主觀力量”定義為上市公司的投資吸引力，并據(jù)此展開理論分析。

從資源上看，資產(chǎn)規(guī)模大、資金充裕的公司面臨的融資約束小，而資產(chǎn)規(guī)模小的公司會遭遇融資抑制[11] 。從能力上看，公司的盈利能力是銀行發(fā)放貸款時會考慮的重要因素，盈利能力的提高對緩解融資約束具有積極作用[12] 。股權(quán)集中度較低、董事會規(guī)模較大表明公司具有較強的治理能力，治理能力強的公司其融資成本較低[13] 。從素質(zhì)上看，自愿披露社會責(zé)任信息、內(nèi)部控制鑒證報告、無形資產(chǎn)信息能夠顯著緩解公司面臨的融資約束[14，15] 。公司披露的會計信息質(zhì)量越高，融資成本就越低[16] 。從聲譽上看，良好的社會聲譽能夠幫助公司獲得融資[17] 。上述結(jié)論都可以歸結(jié)為充分、積極的信號傳遞能夠減少資金供需雙方之間因信息不對稱所產(chǎn)生的逆向選擇和道德風(fēng)險問題，使得交易意愿上升，交易成本下降，公司融資于是變得更加容易，反之，則會變得更加困難。據(jù)此，本文提出如下假設(shè)：

假設(shè)1：并購融資前，上市公司的投資吸引力越弱，公司面臨的融資約束就越強。

研究發(fā)現(xiàn)，公司并購中支付的現(xiàn)金主要來自債權(quán)融資[8] 。陸正飛、葉康濤[18] 在分別測算了我國上市公司股權(quán)再融資和債權(quán)融資的成本后發(fā)現(xiàn)，股權(quán)再融資成本不是絕對意義上低于債權(quán)融資成本的。在我國資本市場，由于股市和債市的聯(lián)動效應(yīng)，股權(quán)融資成本降低的同時，債權(quán)融資成本也會降低[19] 。廖理、朱正芹[20] 的研究則進(jìn)一步顯示，上市公司的債權(quán)融資成本低于股權(quán)再融資成本。然而，投資吸引力小的上市公司由于受到很強的債權(quán)融資約束，無法通過大量舉債的方式來支付并購資金[21] ，股權(quán)再融資成為其唯一的選擇。

但是，這會產(chǎn)生兩個問題：第一，按照大股東控制理論，公司的控制權(quán)會為控股股東帶來私有收益。而股權(quán)再融資容易導(dǎo)致并購方控股股東的控制權(quán)遭到稀釋，這將讓控股股東難以接受。研究顯示，在股權(quán)再融資過程中，出資人確實具有明顯的稀釋股權(quán)的動機[22] 。第二，按照信號傳遞理論，負(fù)面信息會導(dǎo)致上市公司股價大幅下跌和負(fù)的異常收益率。如果股權(quán)再融資方案因被證監(jiān)會否定或其他原因而未能實施，上市公司需要對外披露，這將向市場傳遞并購可能失敗的負(fù)面信號，引發(fā)股價波動。

針對第一個問題，有學(xué)者指出，定向增發(fā)在為企業(yè)的并購活動獲取足夠資金的同時，能夠有效控制出資人持股比例，維持控股股東的控制地位。而且，如果定向增發(fā)的對象是目標(biāo)企業(yè)的股東，就實現(xiàn)了融資方式與支付手段的統(tǒng)一。目標(biāo)企業(yè)股東既是名義上的上市公司融資對象，又是實質(zhì)上的上市公司支付對象。并購方只需將目標(biāo)企業(yè)的絕大部分股權(quán)采用換股方式收購，就能夠達(dá)到其并購目的。由于可以不使用或少使用現(xiàn)金作為對價，并購方面臨的資金壓力很小。已有研究發(fā)現(xiàn)，遭受強融資約束的公司在并購中更傾向于采用股票支付[23] 。并且，倘若控制權(quán)被稀釋的可能性降低，控股股東也會選擇股票作為支付手段[24] 。

針對第二個問題，由于定向增發(fā)相對于公開增發(fā)和配股而言具有發(fā)行條件寬松、審批流程簡捷、定價方式靈活等特點，已經(jīng)成為上市公司股權(quán)再融資的主要方式，年均發(fā)生次數(shù)遠(yuǎn)大于公開增發(fā)和配股[9] 。而且在我國，宣告定向增發(fā)的上市公司能獲得正的股東財富效應(yīng)，宣告效應(yīng)顯著好于公開增發(fā)和配股[25] 。因此，定向增發(fā)比其他股權(quán)再融資方式更容易得到上市公司的青睞、投資者的追捧和監(jiān)管部門的支持，定向增發(fā)方案成功實施的可能性更高。據(jù)此，本文提出如下假設(shè)：

假設(shè)2：上市公司的投資吸引力越弱，公司采用定向增發(fā)為并購項目融資的可能性越高。

假設(shè)3：上市公司投資吸引力對并購融資決策的影響以融資約束作為傳遞中介。

三、 研究設(shè)計

（一）樣本選擇和數(shù)據(jù)來源

本文選取2006 ～ 2017年A股上市公司作為研究對象，從CSMAR數(shù)據(jù)庫以及上市公司公告中獲取研究數(shù)據(jù)，通過對上市公司融資信息進(jìn)行手工篩選，最終取得608個研究樣本。

樣本篩選方式如下：①選擇融資屬于股權(quán)再融資和債權(quán)融資的樣本。②選擇融資目的是吸收合并或控股合并目標(biāo)企業(yè)的樣本。③如果在同一年發(fā)生兩次及以上并購融資，且對應(yīng)的是同一家目標(biāo)企業(yè)，那么，若這些并購融資采用的融資方式都相同，就將這些融資活動看作一次，融資資金加總合計;若這些并購融資采用的融資方式不同，那么就選擇第一次使用的融資方式進(jìn)行分析，這是基于重要性原則。④如果在同一年發(fā)生兩次及以上并購融資，且對應(yīng)的是并購不同的目標(biāo)企業(yè)，那么，就選擇融資資金最多的那一次使用的融資方式進(jìn)行分析，這是基于代表性原則。⑤剔除并購融資方案最終沒有執(zhí)行的上市公司。⑥剔除金融類上市公司。⑦剔除數(shù)據(jù)缺失和數(shù)據(jù)異常的上市公司。

（二）變量設(shè)計

1. 上市公司投資吸引力的衡量。

（1）評價體系的整體架構(gòu)。本文基于情緒ABC理論，以保險公司在資本市場中的選股特征來構(gòu)建上市公司投資吸引力綜合評價體系。理由如下：機構(gòu)投資者具有專業(yè)的投資團(tuán)隊，在信息來源、技術(shù)能力、決策理性等方面都優(yōu)于個人投資者[26] 。從整體來看，我國資本市場上機構(gòu)投資者的投資收益率高于個人投資者[26] 。因此，本文借助保險公司的選股特征來評價上市公司的投資吸引力。

本文構(gòu)建的上市公司投資吸引力綜合評價體系包括目標(biāo)層、準(zhǔn)則層、指標(biāo)層三個層級。目標(biāo)層是上市公司投資吸引力綜合評價的結(jié)果;準(zhǔn)則層是能夠反映上市公司投資吸引力的各項準(zhǔn)則;指標(biāo)層則包含不同準(zhǔn)則下的多個指標(biāo)，這些指標(biāo)的確定依據(jù)是保險公司的選股特征。通過對研究我國機構(gòu)投資者持股偏好的文獻(xiàn)進(jìn)行系統(tǒng)性分析，本文總結(jié)出了保險公司的選股特征，構(gòu)建上市公司投資吸引力綜合評價體系的整體架構(gòu)，該體系包含13個準(zhǔn)則、35個指標(biāo)，具體見表1。

（2）評價體系的變量處理。首先，對指標(biāo)進(jìn)行正向化處理。當(dāng)保險公司持股偏好與指標(biāo)正相關(guān)時，不做任何改變。當(dāng)保險公司持股偏好與指標(biāo)負(fù)相關(guān)時，若指標(biāo)為連續(xù)變量，則其值取負(fù);若指標(biāo)為虛擬變量，則其值由1變?yōu)?，由0變?yōu)?。其次，對指標(biāo)進(jìn)行歸一化處理。只針對已經(jīng)正向化處理的連續(xù)變量指標(biāo)。將變量的值除以全體樣本該指標(biāo)值之和的絕對值，作為變量新的取值。

（3）評價體系的數(shù)據(jù)計算。

其一，計算準(zhǔn)則層準(zhǔn)則得分。通過分析某一準(zhǔn)則下所有指標(biāo)變量的相關(guān)系數(shù)矩陣，并進(jìn)行KMO檢驗和巴特利特球形檢驗，綜合判斷對這些指標(biāo)變量是否適合做因子分析。如果適合做因子分析，則采用主成分法，按累積方差貢獻(xiàn)率大于等于85%的標(biāo)準(zhǔn)提取因子。提取因子之后，采用常用的回歸法獲取因子得分，將各因子的得分和該因子的方差貢獻(xiàn)率相乘，然后把乘積加總得到因子總分，作為對應(yīng)準(zhǔn)則的得分。如果不適合做因子分析，則進(jìn)行如下操作：第一步，統(tǒng)計某一準(zhǔn)則下各指標(biāo)變量在知網(wǎng)文獻(xiàn)庫的文獻(xiàn)中出現(xiàn)的頻數(shù)。如果某一文獻(xiàn)研究了我國保險公司的持股偏好，并在研究結(jié)論中指出某準(zhǔn)則下的某指標(biāo)對持股偏好有統(tǒng)計學(xué)上的顯著影響，那么就記該指標(biāo)出現(xiàn)的頻數(shù)增加了1次，以此類推。統(tǒng)計結(jié)果見表1。指標(biāo)頻數(shù)是衡量指標(biāo)間重要程度的依據(jù)。第二步，將各指標(biāo)的頻數(shù)歸一化作為各指標(biāo)的權(quán)重，進(jìn)而計算指標(biāo)的加權(quán)平均值，作為對應(yīng)準(zhǔn)則的得分。

其二，計算準(zhǔn)則層準(zhǔn)則權(quán)重。①初始權(quán)重的確定。準(zhǔn)則層各準(zhǔn)則的初始權(quán)重按準(zhǔn)則頻數(shù)經(jīng)歸一化處理之后取得。準(zhǔn)則頻數(shù)是衡量準(zhǔn)則重要程度的依據(jù)。準(zhǔn)則頻數(shù)的取得以對應(yīng)指標(biāo)層的指標(biāo)頻數(shù)為基礎(chǔ)，但并不是指標(biāo)頻數(shù)的簡單相加。如果在統(tǒng)計某一準(zhǔn)則的頻數(shù)時，其對應(yīng)指標(biāo)層有2個及以上的指標(biāo)在同一篇文獻(xiàn)中出現(xiàn)，且都對保險公司持股偏好具有統(tǒng)計學(xué)上的顯著影響，那么站在準(zhǔn)則層面來看，由于這些指標(biāo)都?xì)w屬于同一個準(zhǔn)則，準(zhǔn)則頻數(shù)只記增1次，以此類推。統(tǒng)計結(jié)果見表1。設(shè)有M個樣本上市公司和r個準(zhǔn)則，各準(zhǔn)則分別為Sj（1≤j≤r）。對各準(zhǔn)則的準(zhǔn)則頻數(shù)進(jìn)行歸一化處理，得到各準(zhǔn)則的初始權(quán)重分別為ωj（1≤j≤r）。②熵值法修正權(quán)重。熵值法的原理是：若各上市公司在某一準(zhǔn)則上的得分差異越大，信息熵冗余度就越大，那么該準(zhǔn)則在綜合評價中所起的作用就越大，所占的權(quán)重理應(yīng)越大;反之，權(quán)重越小。具體操作如下：

熵值法中把p（βi，j）看作概率，所以p（βi，j）必須大于等于0。但是，由于準(zhǔn)則得分矩陣B中可能會出現(xiàn)取值小于0的元素，這將導(dǎo)致計算出的p（βi，j）小于0。為解決這一問題，可以先獲取B中取值最小的元素，若該元素小于0，就把B中所有元素的取值都加上該最小元素向下取整后的絕對值，從而形成新的準(zhǔn)則得分矩陣Bnew。然后，針對Bnew運用熵值法，并使用Bnew計算投資吸引力綜合評價得分。

在取得各個準(zhǔn)則的最終權(quán)重之后，就可以計算每個樣本上市公司準(zhǔn)則得分的加權(quán)平均值，作為上市公司投資吸引力的綜合評價得分。本文計算得到的準(zhǔn)則權(quán)重如表2所示。

從表2可以看出，在決定樣本上市公司投資吸引力大小的十三個準(zhǔn)則中，重要性排在前3位的準(zhǔn)則分別是公司規(guī)模、盈利能力和股票投資風(fēng)險，三者權(quán)重之和接近50%。

2. 融資約束的衡量。由于本文要分析融資約束的中介效應(yīng)，投資—現(xiàn)金流敏感性模型、現(xiàn)金—現(xiàn)金流敏感性模型等間接測量融資約束的方法并不適用。而能夠直接測量融資約束的指標(biāo)有SA指數(shù)、WW指數(shù)和KZ指數(shù)等，其中SA指數(shù)和WW指數(shù)較KZ指數(shù)做出了較大的改進(jìn)。因此，本文分別選取SA指數(shù)和WW指數(shù)作為融資約束的衡量指標(biāo)。

SA指數(shù)的計算公式如下：

其中：Size表示將公司期末總資產(chǎn)的單位由元轉(zhuǎn)化為百萬元以后取的自然對數(shù);Age表示公司上市年限。該指數(shù)取值越大，說明上市公司面臨的融資約束越強。

WW指數(shù)的計算公式如下：

其中：CF表示公司本期經(jīng)營活動產(chǎn)生的現(xiàn)金流量凈額與期末總資產(chǎn)之比;DIVPOS是虛擬變量，若公司本期發(fā)放了現(xiàn)金股利則取值為1，反之為0;TLTD表示公司期末長期負(fù)債與期末總資產(chǎn)之比;LNTA表示公司期末總資產(chǎn)的自然對數(shù);ISG表示公司所在行業(yè)的本期營業(yè)收入增長率;SG表示公司本期營業(yè)收入增長率。該指數(shù)取值越大，說明上市公司面臨的融資約束越強。

3. 其余變量的設(shè)計。其余變量的定義及說明如表3所示。

（三）回歸模型

構(gòu)建模型（1）用于檢驗假設(shè)1，具體形式如下：

?

在進(jìn)行驗證時，模型（1）左邊分別引入斜杠前后的一個變量。為克服異方差和自相關(guān)對回歸結(jié)果的不良影響，對模型（1）采用Newey-West估計法。

構(gòu)建模型（2）用于檢驗假設(shè)2，具體形式如下：

由于Private是虛擬變量，對模型（2）采用帶穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤的二項Logit回歸。

對假設(shè)3則通過中介效應(yīng)檢驗進(jìn)行驗證，具體見后文。

四、 實證分析

（一）描述性統(tǒng)計

主要變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果如表4所示。

從表4可以看出，SA和WW的均值與中值相差很小，說明樣本中融資約束弱和融資約束強的上市公司幾乎各占一半;Attraction也有類似的情況，說明投資吸引力強和弱的樣本公司數(shù)量大致相當(dāng);通過Private的頻數(shù)統(tǒng)計可知，定向增發(fā)發(fā)生次數(shù)居于絕對地位，占比達(dá)80%以上，成為樣本上市公司并購融資的主要方式。

（二）相關(guān)性分析

表5列示了主要變量的相關(guān)性檢驗結(jié)果。

從表5可以看出，除Climate和Year這一組自變量之間存在顯著的強負(fù)相關(guān)關(guān)系外，自變量間的相關(guān)關(guān)系都很微弱。為了避免多重共線性造成回歸估計失真，本文不同時將Climate和Year引入回歸模型當(dāng)中，而是分別報告回歸結(jié)果。

（三）回歸結(jié)果

表6、表7分別列示了模型（1）被解釋變量為SA、被解釋變量為WW的回歸結(jié)果。

從表6和表7的回歸結(jié)果可以看出，Attraction的系數(shù)都顯著為負(fù)，表明上市公司投資吸引力越弱，面臨的融資約束就越強，假設(shè)1得到驗證。綜合分析表6和表7還發(fā)現(xiàn)，Industry的系數(shù)都顯著為正，表明制造業(yè)上市公司面臨的融資約束較其他行業(yè)上市公司更強。我國制造業(yè)企業(yè)出于轉(zhuǎn)型升級的目的，在規(guī)模擴(kuò)張、技術(shù)改造、設(shè)備更新、研發(fā)投入、人才引進(jìn)等方面都存在資金缺口。然而，由于我國制造業(yè)體量大、層次多、企業(yè)間差異顯著，加上資本市場缺乏精準(zhǔn)的金融需求定位，導(dǎo)致了資金供給在空間和時間上出現(xiàn)錯配，加劇了制造業(yè)整體的融資約束。

表8列示了模型（2）的回歸結(jié)果。從表8的回歸結(jié)果可以看出，Attraction的系數(shù)顯著為負(fù)，選擇定向增發(fā)方式的幾率比平均值是0.47[模型（2.1）和模型（2.2）中對應(yīng)的幾率比取平均]，表明上市公司投資吸引力每減少一個單位，并購融資活動中公司采用定向增發(fā)的幾率會增加1.13倍，上市公司更傾向于選擇定向增發(fā)，假設(shè)2得到驗證。通過表8還可以發(fā)現(xiàn)，制造業(yè)企業(yè)在為并購項目融資時更傾向于采取定向增發(fā)的方式。而且，并購融資資金需求越少，上市公司選擇定向增發(fā)的概率越高。

定向增發(fā)方式之所以更容易被投資吸引力弱的上市公司、制造業(yè)上市公司、并購融資資金需求少的上市公司所采用，與其特點不無關(guān)系。通過表6和表7的分析可以看到，“投資吸引力弱”和“制造業(yè)”這兩個身份標(biāo)簽已經(jīng)與強融資約束緊密聯(lián)系在一起，被貼上這些標(biāo)簽的上市公司之所以偏好定向增發(fā)，看重的是該融資方式的低門檻和低成本。由于定向增發(fā)對上市公司盈利能力、財務(wù)狀況、融資規(guī)模沒有特殊要求，審批周期較短，發(fā)行定價靈活，發(fā)行費用較低，上市公司可以相對便利地面向大股東融資或者引入戰(zhàn)略投資者，從而在較短的時間內(nèi)改變公司并購資金匱乏的局面。而并購融資資金需求少的上市公司更中意定向增發(fā)，除了上述原因，還在于定向增發(fā)允許以非貨幣資產(chǎn)作為對價，這就為換股并購提供了條件，從而達(dá)到少使用，甚至不使用現(xiàn)金來并購目標(biāo)企業(yè)的目的。

（四）中介效應(yīng)檢驗

在中介效應(yīng)檢驗中，Private是被解釋變量，Attraction是解釋變量，SA、WW分別是待檢中介變量。針對將虛擬變量作為被解釋變量的中介效應(yīng)檢驗，Iacobucci[27] 在參考因果逐步回歸法的基礎(chǔ)上進(jìn)行了程序改良。主要過程是：第一，利用因果逐步回歸法中的基本回歸模型，根據(jù)模型等號左邊變量的類型，選擇不同的回歸方式。若為連續(xù)變量則采用線性回歸，若為虛擬變量則采用Logit回歸。第二，利用回歸取得的參數(shù)，計算zMediation檢驗統(tǒng)計量。第三，將zMediation的值與一定顯著性水平上標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布的臨界值進(jìn)行比較。如果zMediation的絕對值大于臨界值的絕對值，則認(rèn)為存在中介效應(yīng)，否則就不存在中介效應(yīng)。本文在Iacobucci[27] 方法涉及的兩個基本回歸模型中加入了控制變量（Climate和Year不同時引入），得到用于計算zMediation值的回歸模型。具體模型如下：

上述模型中的斜杠表示在進(jìn)行檢驗時，模型（3）和模型（4）同時引入且只引入斜杠前（后）的一個變量。具體中介效應(yīng)檢驗結(jié)果如表9所示。

從表9可以看出，當(dāng)中介變量為SA時，zMediation的絕對值小于1.65。因此，以SA作為中介變量的中介效應(yīng)在三種顯著性水平上都不顯著。而當(dāng)中介變量為WW時，zMediation的絕對值大于2.81，所以WW作為中介變量在1%的顯著性水平上具有明顯的中介效應(yīng)。綜合以上結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，上市公司投資吸引力對并購融資決策的影響，存在通過融資約束變量WW這一中介進(jìn)行傳遞的現(xiàn)象，假設(shè)3得到驗證。至于為何通過變量SA沒有檢測出中介效應(yīng)，這可能是因為SA指數(shù)與WW指數(shù)在構(gòu)造上存在差異。

五、 結(jié)論與啟示

（一）結(jié)論

本文應(yīng)用情緒ABC理論，將上市公司投資吸引力定義為“基于對上市公司資源、能力、素質(zhì)、聲譽等狀態(tài)的綜合評價，驅(qū)動或限制投資者投資行為的主觀力量”，通過建立綜合評價體系對上市公司投資吸引力進(jìn)行了衡量，并進(jìn)一步分析了上市公司投資吸引力與并購融資決策的關(guān)系。

研究顯示，上市公司的投資吸引力會顯著影響并購融資決策，并且兩者之間以融資約束作為影響傳遞的中介。具體而言，上市公司的投資吸引力越弱，會造成并購融資前公司面臨的融資約束越強，進(jìn)而使得上市公司選擇定向增發(fā)為并購項目融資的可能性越高。研究還發(fā)現(xiàn)：相對于其他行業(yè)的上市公司，制造業(yè)上市公司面臨的融資約束更強，也更傾向于采用定向增發(fā)融資;當(dāng)并購融資需要的資金減少時，上市公司選擇定向增發(fā)的概率會提高。

（二）啟示

1. 正確認(rèn)識投資吸引力的提升對上市公司擺脫較強融資約束所能發(fā)揮的作用。作為指導(dǎo)投資者投資的一種源動力，上市公司投資吸引力雖然是投資者將客觀事實進(jìn)行主觀加工的產(chǎn)物，但依然立足于上市公司的真實狀態(tài)。通過完善自身的資源、能力、素質(zhì)、聲譽等，上市公司能夠向外界傳遞出投資吸引力增強的信號，進(jìn)而獲得更多的外部融資機會或者更低的外部融資成本，這進(jìn)一步印證了“成人者必先自成”的道理。

同時，這也引發(fā)了另一種思考?；谕顿Y吸引力在緩解融資約束中的積極作用，上市公司為了獲得外部融資，可能出現(xiàn)通過虛增資產(chǎn)、收入等方式虛構(gòu)投資吸引力的行為。一方面，做出合理投資決策的前提是保證上市公司會計信息的真實性。對會計信息真實性的檢查和分析，應(yīng)該放在投資活動的首要位置;另一方面，在判斷公司是否值得投資時，應(yīng)該適當(dāng)選用一些不易被上市公司操縱的或者綜合性較強的指標(biāo)，比如本文的投資吸引力綜合評價得分。

2. 關(guān)注上市公司并購融資時的“具體融資方式偏好”。本文的研究揭示了上市公司并購融資方式選擇的動機，即公司選擇定向增發(fā)的原因之一是為了規(guī)避融資約束帶來的限制。由于定向增發(fā)在應(yīng)用的條件和方式上存在的優(yōu)勢，讓上市公司在面臨融資約束時有了更好的選擇，從而推動了定向增發(fā)呈現(xiàn)爆發(fā)式增長。在本文的研究樣本當(dāng)中，采用定向增發(fā)的上市公司有490家，占全部樣本公司數(shù)量的80.59%，而其中進(jìn)行過兩次及以上定向增發(fā)的上市公司有54家，占全部樣本公司數(shù)量的8.88%，由此可見定向增發(fā)在并購融資活動中的應(yīng)用程度。由于該方式屬于股權(quán)融資，僅從發(fā)生次數(shù)上看，就給人一種上市公司存在“股權(quán)融資偏好”的印象。然而，更值得關(guān)注的應(yīng)該是上市公司的“具體融資方式偏好”。因為即使是同一類型的融資方式，也存在設(shè)計上的差異，而這些差異在并購融資決策中往往起到?jīng)Q定性的作用。僅僅簡單地以上市公司偏好股權(quán)融資做結(jié)論，顯然不利于準(zhǔn)確把握決策背后的真正動機。

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