非理性沖擊抑或理性協(xié)同的并購動能？

符 蕾，李亞東

（海南大學(xué) 經(jīng)濟學(xué)院，海南 ?？?70228）

隨著我國資本市場的不斷發(fā)展，上司公司質(zhì)量亟需提高，并購作為企業(yè)間整合資源、加強合作、提高效率的重要方式也日趨頻繁。然而，以事件研究法作為并購績效評價指標(biāo)的研究普遍發(fā)現(xiàn)，宣告期間收購方的股東們短暫地獲得了可觀的收益，長期價值卻受到減損。Agrawal 和Jaffe①Agrawal, Anup and Jeffrey Jeffe,“Post-merger Performance Puzzle”,Cooper, Cary and Alan Gregory ed.,“Advances in Mergers and Acquisitions”,New York:Elsevier Sciencein,2000,pp.7-42.通過大量的文獻研究，列舉和分析了許多并購后長期累積異常收益為負(fù)的證據(jù)。李善民和朱滔②李善民，朱滔：《多元化并購能給股東創(chuàng)造價值嗎？——兼論影響多元化并購長期績效的因素》,《管理世界》2006 年第3期，第129-137頁。也發(fā)現(xiàn)我國收購方在并購后一至三年內(nèi)遭遇到公司財富及價值顯著下降6.5%～9.6%。長期價值反轉(zhuǎn)的異象挑戰(zhàn)了傳統(tǒng)金融理論支持的有效市場假說，與行為金融學(xué)理論的假設(shè)前提更為吻合。

目前，國內(nèi)研究大多停留在并購績效為負(fù)的存在性和表現(xiàn)特征上，透過現(xiàn)象看本質(zhì)地分析其根源的并不多。普遍構(gòu)建的解釋變量涵括并購種類和方式、支付手段、交易溢價、股權(quán)結(jié)構(gòu)、高管特征、財務(wù)特征、行業(yè)周期，等等③④⑤丁華，楊明:《淺議上市公司并購選擇現(xiàn)金支付方式的原因及其對稅收產(chǎn)生的經(jīng)濟后果》，《商業(yè)經(jīng)濟》2008年第5期，第80-82頁。。以上變量雖都是并購績效的影響因素，但大都沒有追本溯源，筆者認(rèn)為市場力量和周期傳導(dǎo)才是影響收購方長短期價值的根本原因。因此，本文創(chuàng)新性地從非理性的投資者（市場）和管理者、理性的協(xié)同效應(yīng)和公司治理等多維角度，研究市場動能是否作用于長短期績效，并形成相應(yīng)的并購動能。

動能這一概念最先被發(fā)現(xiàn)于金融市場中。動能效應(yīng)指股票價格的運動具有慣性趨勢，過去表現(xiàn)好（差）的股票慣性地在未來繼續(xù)表現(xiàn)好（差）。與其相對立是反轉(zhuǎn)效應(yīng)，即過去表現(xiàn)好（差）在未來轉(zhuǎn)變?yōu)椴睿ê茫?。這兩種效應(yīng)就像一對孿生姊妹，被檢驗和證實廣泛存在于各國的資本市場中⑥⑦De Bondt,W.F.,Thaler,R.H.,“Does the Stock Market Overreact”,Journal of Finance,Vol.40,No.3,1985,pp.793-805.。于是，Rosen 于2006 年①Rosen, R. J.,“Merger Momentum and Investor Sentiment: The Stock Market Reaction to Merger Announcements”, The Journal of Business,Vol.79,No.2,2006,pp.987-1017.提出并購動能概念，他認(rèn)為市場對并購公告的反應(yīng)取決于近期整個市場狀態(tài)和收購公司的歷史表現(xiàn)，也就是說好（差）的股票市場狀態(tài)和并購市場表現(xiàn)決定了未來市場（即投資者）對新的并購公告產(chǎn)生積極（消極）的反應(yīng)；但長期會出現(xiàn)顯著反轉(zhuǎn)，這是因為投資者最初的過度樂觀情緒得以糾正。迄今為止，國內(nèi)關(guān)于并購動能的研究極少，只有王化成等②王化成,孫健,鄧路,盧闖:《控制權(quán)轉(zhuǎn)移中投資者過度樂觀了嗎?》，《管理世界》2010 年第2 期，第38-45 頁。對此進行了闡述和分析。

然而，現(xiàn)有的研究存在一些不足。首先，針對中國實際情況的并購動能研究不夠深入。眾所周知，我國股票市場長期以來一直呈現(xiàn)“牛短熊長”“齊漲齊跌”“板塊輪動”等特點，市場波動與經(jīng)濟周期往往不同步。散戶投資者是中國市場的主要參與者，他們的非理性情緒非常突出，容易過度樂觀或者過度悲觀；即使是同一種非理性情緒（譬如樂觀情緒）在不同市態(tài)下的表現(xiàn)程度也是不對稱的。因此Rosen（2006）⑥Mitchell,M.L.,Mulherin,J.,“The Impact of Industry Shocks on Takeover and Restructuring Activity”,Journal of Financial Economics,Vol.41,No.2,1996,pp.193-229.和王化成（2010）⑦唐建新，賀虹:《中國上市公司并購協(xié)同效應(yīng)的實證分析》，《經(jīng)濟評論》2005 年第5 期，第93-100 頁。模型的單一投資者情緒度量指標(biāo)恐難以完全反映我國的真實情況。其次，沒有考量上市公司治理因素的影響。市場對并購公告或積極或消極的反應(yīng)受制于公司的治理狀況，尤其是信息披露的質(zhì)量狀況會經(jīng)由市場解讀繼而反映到股價上。

針對上述問題，文章做了相應(yīng)的改進，邊際貢獻體現(xiàn)在四個方面。首先是實證模型的創(chuàng)新和融合，兼容檢驗多個可能影響我國上市公司并購動能的因素，即投資者情緒、協(xié)同效應(yīng)、管理者自大理論和公司治理效應(yīng)假設(shè)。其次本文不是Rosen 模型（2006）的簡單套用和模仿，而是在其基礎(chǔ)上加入了一些能反映中國“情緒市”情境的投資者情緒指標(biāo)，即除了采取長短期的股票超額收益率的普遍做法，還應(yīng)用非參數(shù)法對樣本期間進行牛熊市的具體劃分。此外，還增加公司治理視角，研究企業(yè)披露信息質(zhì)量如何影響著并購動能。最后同時也最為重要的是結(jié)論的多維角度。文章核心是檢驗非理性情緒和理性協(xié)同兩大可能影響并購動能的理論，結(jié)果顯示過度樂觀的投資者和自信自大的管理者是導(dǎo)致并購動能及其反轉(zhuǎn)效應(yīng)的根本原因，并發(fā)現(xiàn)它們在牛市（而非熊市）和信息披露質(zhì)量不達(dá)標(biāo)（而非達(dá)標(biāo)）的上市公司中尤為顯著，反映出并購動能的不平衡性。該結(jié)論在現(xiàn)有的我國并購績效研究中較為新穎，據(jù)此轉(zhuǎn)化為對策，分別對投資者、收購方和監(jiān)管機構(gòu)三方提出合理建議，具有一定現(xiàn)實意義。

一、理論、文獻述評與假設(shè)提出

（一）并購動能及其影響因素

可以解釋并購動能的理論主要有協(xié)同效應(yīng)、過度樂觀的投資者情緒和管理者非理性。

首先，新古典理論認(rèn)為，并購的目的是為了獲得雙方資源的共享和知識的轉(zhuǎn)移，最終實現(xiàn)協(xié)同效應(yīng)，使公司價值真正得以創(chuàng)造和提升。協(xié)同效應(yīng)的概念最早由Ansoff 于1965 年③Ansoff,H.I.,“Corporate Strategy”,New York:McGraw Hill Company,1965.提出，他認(rèn)為并購是一項對社會有益的行為，企業(yè)合并產(chǎn)生效益為1+1＞2。國外學(xué)術(shù)界對該問題進行了系統(tǒng)深入的研究，不但從理論上構(gòu)建了模型框架④Montgomery,S.,“Corporate Acquisition Strategies and Economic Performance”,Strategic Management Journal,Vol.8,No.4,1987,pp.377-386.⑤Seth,A.,“Sources of Value Creation in Acquisitions:An Empirical Investigation”,Strategic Management Journal,Vol.11,No.6,1990,pp.431-446.，還從實證上通過分析長短期并購績效對協(xié)同效應(yīng)進行了檢驗和證實⑥Mitchell,M.L.,Mulherin,J.,“The Impact of Industry Shocks on Takeover and Restructuring Activity”,Journal of Financial Economics,Vol.41,No.2,1996,pp.193-229.。然而，國內(nèi)關(guān)于協(xié)同效應(yīng)對并購績效的影響研究結(jié)論并不一致。有的發(fā)現(xiàn)積極的協(xié)同效應(yīng)僅存在于短期，或者甚至不存在⑦唐建新，賀虹:《中國上市公司并購協(xié)同效應(yīng)的實證分析》，《經(jīng)濟評論》2005 年第5 期，第93-100 頁。⑧張瑞穩(wěn)，馮杰:《中國上市公司并購協(xié)同效應(yīng)的實證研究》，《經(jīng)濟與管理研究》2007 年第3 期，第43-49 頁。。而有的證明了并購的長期協(xié)同效應(yīng)是有前提條件的，譬如良好的環(huán)境適應(yīng)力、強大的企業(yè)領(lǐng)導(dǎo)力以及創(chuàng)新能力的持續(xù)等等⑨唐兵，田留文，曹錦周:《企業(yè)并購如何創(chuàng)造價值——基于東航和上航并購重組案例研究》，《管理世界》2012 年第11 期，第1-8 頁。⑩張學(xué)勇，柳依依，羅丹，陳銳:《創(chuàng)新能力對上市公司并購業(yè)績的影響》，《金融研究》2017 年第3 期，第159-175 頁。。

其次，不同于協(xié)同效應(yīng)理論，行為金融學(xué)范疇下的投資者情緒理論認(rèn)為投資者是噪音交易者，對資產(chǎn)價格的波動產(chǎn)生正向影響，價格或高或低地偏離基本價值①Black,F.,“Noise”,Journal of Finance,Vol.41,No.3,1986,pp.529-543.②De Long, J.B.,Shleifer, A., Summers, L.H., Waldmann, R.J.,“Noise Trader Risk in Financial Markets”, Journal of Political Economy, Vol.98,No.4,1990,pp.703-738.。特別地，投資者過度樂觀的非理性情緒研究最為廣泛，主要分為兩個方向：影響股票價格的總體效應(yīng)和橫截面效應(yīng)。一方面，總體效應(yīng)關(guān)注并購價值減損的異象。很多研究已經(jīng)證實市場投資者容易過度樂觀，尤其是對于并購這樣的大利好事件，短期內(nèi)對并購宣告產(chǎn)生正向的市場反應(yīng)，但長期的市場反應(yīng)卻出現(xiàn)反轉(zhuǎn)為負(fù)的異象③Asquith, P., Bruner, R.F., Mullins, D.,“The Gains to Bidding Firms From Merger”, Journal of Financial Economics, Vol.11, No.1, 1983,pp.121-139.④王化成，孫健，鄧路等:《控制權(quán)轉(zhuǎn)移中投資者過度樂觀了嗎?》,《管理世界》2010 年第2 期,第38-45 頁。。另一方面，橫截面效應(yīng)發(fā)現(xiàn)不同的市態(tài)條件下，投資者樂觀情緒對股票收益率的影響力是不對稱的。已有不少研究發(fā)現(xiàn)看漲的投資者情緒相較于看跌的情緒對股市波動的影響更大⑤Verma, R., Verma, P.,“Noise Trading and Stock Market Volatility”, Journal of Multinational Financial Management, Vol.17, No.3, 2007,pp.231- 243.，并且價格處于頂部區(qū)間與底部區(qū)間的投資者情緒顯著不對稱⑥文鳳華，肖金利，黃創(chuàng)霞，等:《投資者情緒特征對股票價格行為的影響研究》,《管理科學(xué)學(xué)報》2014 年第3 期,第60-69 頁。。另外，針對投資者過度樂觀為何比過度悲觀更受關(guān)注的問題，Miller 早在1977 年的研究⑦Miller,E.M.,“Risk,Uncertainty,and Divergence of Opinion”,The Journal of Finance,Vol.32,No.4,1977,pp.1151-1168.給出了解釋：在缺乏做空機制或受限制的市場中，股票價格只能反映樂觀情緒，悲觀的投資者在這樣的市場中只有將所持股票賣出或者暫時觀望這兩種選擇。這與我國極其有限的做空機制和手段的現(xiàn)實情況相吻合，因而一直以來投資者過度樂觀情緒論是支持我國資本市場研究的重要理論假說。

此外，還有管理者非理性假說認(rèn)為管理者行為上的偏差使得他們最終背離了股東利益最大化的目標(biāo)，甚至做出負(fù)凈現(xiàn)值的投資決策?，F(xiàn)有的研究主要有兩個角度。一是假設(shè)管理者存在自私自利的動機。Jensen（1986）⑧Jensen, M.C.,“Agency Cost of Free Cash Flow, Corporate Finance and Takeovers”, American Review Papers and Proceedings, Vol.76, No.2,1986,pp.323-329.指出，管理者為了加大自身的利益，如提高薪酬、職業(yè)聲譽和受雇能力等，會主動放棄具有正凈現(xiàn)值的投資機會，而推行負(fù)的凈現(xiàn)值并購活動。二是假設(shè)管理者具有過度自信的心理。Roll（1986）⑨Roll,R.,“The Hubris Hypothesis of Corporate Takeovers”,The Journal of Business,Vol.59,No.2,1986,pp.197-216.最早提出自大假說理論，即高管盲目自大，對自身高度參與的投資結(jié)果更為樂觀，高估了公司的市場價值和投資機會，結(jié)果往往事與愿違。諸多文章均發(fā)現(xiàn)管理者過度自信對并購績效損毀有“強化效應(yīng)”，致使我國并購公司其后的績效呈顯著下降趨勢⑩謝志華，董昊明，王慧美等:《并購市場時機、管理層過度自信與并購績效》,《財會月刊》2017 年第9 期,第3-8 頁。。

至此，上述三大理論具有內(nèi)在的邏輯關(guān)系。首先，協(xié)同效應(yīng)和投資者過度樂觀的共同點是短期市場對收購方給予正面的積極反應(yīng)，但長期表現(xiàn)卻截然不同：如果并購充分發(fā)揮了協(xié)同優(yōu)勢，那么企業(yè)的長期價值會持續(xù)提升；如果樂觀主義主導(dǎo)市場，那么收購方的長期價值不會持續(xù)變得更好，甚至還會變得更差。所以，假如并購的長期表現(xiàn)證實了投資者過度樂觀情緒，也就間接證偽了協(xié)同效應(yīng)。反之亦然。而管理者非理性如同時與投資者情緒或協(xié)同效應(yīng)并存，將會產(chǎn)生相應(yīng)的疊加或抵消效應(yīng)。由此提出假設(shè)1：

H1：并購公告的市場反應(yīng)與近期市場狀態(tài)呈顯著的正相關(guān)關(guān)系，則存在并購動能。如果該關(guān)系從長期來看出現(xiàn)反轉(zhuǎn)，則（過度樂觀的）投資者情緒是并購動能的影響因素，否則協(xié)同效應(yīng)是影響因素。此外，如果管理者存在非理性行為，并購的長期績效將會被削弱。

進一步地，不同的市場狀態(tài)隱含著不同的投資者情緒，所以并購動能在牛市和熊市中應(yīng)呈現(xiàn)不同的特點。文獻回顧部分也表明，看漲情緒相較于看跌情緒對股市波動的影響更大?；诖颂岢黾僭O(shè)2：

H2：牛市中受投資者過度樂觀情緒的感染，并購公告的市場反應(yīng)與近期市場狀態(tài)呈顯著的正相關(guān)關(guān)系，存在并購動能，然而長期反轉(zhuǎn)顯著。相比之下，由于缺乏做空機制以及投資者的心理特點，熊市中投資者情緒相對謹(jǐn)慎和悲觀，并購動能與反轉(zhuǎn)效應(yīng)均不及牛市顯著。

（二）治理效應(yīng)下的并購動能

從上市公司治理角度來看，作為信息不對稱的重要指標(biāo)，信息披露水平的好壞在一定程度上能夠緩解或是放大非理性情緒和預(yù)期，繼而作用于并購動能和企業(yè)的長期績效。Rahman①Rahman,A.R.,“Incomplete Financial Contracting,Disclosure,Corporate Governance and Firm Value——with Evidence from a Moderate Market for Corporate Control Environment”,Social Science Electronic Publishing,2002.認(rèn)為提高信息披露質(zhì)量，有助于降低公司管理當(dāng)局與外部資本提供者之間的信息不對稱，從而強化對公司“經(jīng)營過程”的內(nèi)在監(jiān)管。國內(nèi)外不少實證研究均證實了信息披露質(zhì)量較好的公司的股價表現(xiàn)、盈利能力和運營效率要優(yōu)于信息披露質(zhì)量較差的公司②③④張宗新,楊飛,袁慶海:《上市公司信息披露質(zhì)量提升能否改進公司績效?——基于2002—2005 年深市上市公司的經(jīng)驗證據(jù)》,《會計研究》2007 年第10 期,第16-23 頁。。

因此，信息披露質(zhì)量對公司治理水平的影響還可表現(xiàn)在抑制管理者的過度自信，從而避免因盲目并購而出現(xiàn)績效為負(fù)的異象。提出假設(shè)3：

H3：信息披露質(zhì)量越高的并購企業(yè)，其并購動能產(chǎn)生的協(xié)同效應(yīng)就愈強烈，同時受到過度樂觀情緒驅(qū)動的影響就越小，相應(yīng)地長期并購績效的反轉(zhuǎn)效應(yīng)越弱甚至消失。反之亦然。

二、研究設(shè)計與樣本選取

（一）模型構(gòu)建和變量設(shè)計

本文參考并改進了Rosen（2006）⑤Rosen R. J.,“Merger Momentum and Investor Sentiment: The Stock Market Reaction to Merger Announcements”, The Journal of Business,Vol.79,No.2,2006,pp.987-1017.并購動能模型：

第一，被解釋變量“并購的市場反應(yīng)”分為短期、長期兩個窗口來衡量。首先，公告的短期市場反應(yīng)變量選取累計異常收益率CAAR為衡量指標(biāo)。為了保證事件窗口的“清潔度”，選定以首次宣告日為中心的前后兩個交易日，即［-2,+2］共計五天的時間區(qū)間。

其中Rt表示第t日的收購方公司股票收益率，Rmt表示第t日的股票市場綜合指數(shù)收益率。其次，長期市場反應(yīng)選取購買并持有異常收益率BHAR來衡量，該指標(biāo)能夠較好地反映投資者的感受和情緒，窗口期為［+3,+520］。

第二，解釋變量可概括為動能和治理因子兩大部分。其中動能因子涉及公司外部市場狀態(tài)以及對公司經(jīng)營決策、公司間并購行為的主客觀評價與約束，主要用于檢驗并購動能的影響因素，對應(yīng)假設(shè)1 和假設(shè)2。治理因子則反應(yīng)我國上市公司的治理效應(yīng)，對應(yīng)假設(shè)3。具體見表1 說明。

動能因子的前三類解釋變量，即市場的并購動能、市場動能和收購方的并購動能主要用于檢驗并購動能，它們的長期結(jié)果反轉(zhuǎn)與否是辨別協(xié)同效應(yīng)和投資者情緒論的關(guān)鍵。這里要特別說明的是第四類解釋變量，即收購方的市場動能。該變量較為特殊，專門用于度量管理者非理性行為。假如它的短期和長期系數(shù)均顯著為負(fù)，則反映出管理者決定并購是自大心理作祟。Rosen（2006）⑥Rosen, R.J.,“Merger Momentum and Investor Sentiment: The Stock Market Reaction to Merger Announcements”, The Journal of Business,Vol.79,No.2,2006,pp.987-1017.給予的解釋是：管理者囿于較好的歷史業(yè)績而過度自信，明知市場不看好，也要堅持并購，因為他們相信通過努力終將提高并購績效；但長期系數(shù)如繼續(xù)顯著為負(fù)，說明市場“最終依然用腳投票”否決了并購。背后的涵義是管理者高估了自身的能力和判斷，發(fā)起了非理性的并購。

表1 解釋變量及控制變量的定義與取值方式

（二）不同市態(tài)——牛熊市的劃分

本文參考何興強和周開國2006 年①何興強,周開國:《牛、熊市周期和股市間的周期協(xié)同性》,《管理世界》2006 年第4 期,第35-40 頁。提出的非參數(shù)法找出波峰和波谷②何興強和周開國（2006）認(rèn)為股票市場的波動可以劃分為一定時間連續(xù)上漲出現(xiàn)波峰以及一定時間連續(xù)下跌出現(xiàn)波谷，并將波峰出現(xiàn)的前后一定時期劃分為牛市，將波谷出現(xiàn)前后的一定時間段確定為熊市?？紤]到我國股票市場不完全成熟，市場表現(xiàn)較之于國外發(fā)達(dá)國家的股市波動更為劇烈且更為頻繁，在劃分牛熊市時，為了保證波峰和波谷交替出現(xiàn)，消去連續(xù)波峰中價格較低者和連續(xù)波谷中的價格較高者，保證所判斷出的牛市和熊市的時間區(qū)間內(nèi)有足夠的樣本量來完成實證分析，同時確保虛假牛市周期和虛假熊市周期被排除在外。，以確定牛熊市的分界線。圖1較為直觀地展示了2008—2016 年樣本時區(qū)可分為三個熊市（即2008.01—2008.10，2010.11—2012.12，2015.06—2016.05）和三個牛市（即2008.11—2010.10，2013.01—2015.05，2016.06—2016.12）。該劃分符合股票市場周期性波動的基本特征，并排除了短期內(nèi)股市異常波動以及虛假牛熊市的干擾情況。

眾所周知2015—2016 年我國A 股市場發(fā)生了罕見的股災(zāi)，不但下跌速度快、跌幅深，而且波及范圍極廣，整個市場處于完全非理性狀態(tài)。圖1 該段區(qū)間確實也呈現(xiàn)出劇烈的波動性。因此文章把2015 年下半年至2016 年上半年的數(shù)據(jù)看作異常值來處理，予以剔除。

圖1 2008—2016 年市場價格走勢圖

（三）樣本選取和描述性統(tǒng)計

數(shù)據(jù)來自國泰安數(shù)據(jù)庫CSMAR。收購方公司樣本篩選標(biāo)準(zhǔn)如下：（1）選取2008 年1 月1 日至2015年5 月31 日以及2016 年6 月1 日至2016 年12 月31 日期間作為收購方發(fā)生協(xié)議轉(zhuǎn)讓方式的深市A 股上市公司①我國股票市場長期存在著非流通股的特殊情況，所以選取通過協(xié)議轉(zhuǎn)讓方式進行收購的上市公司為樣本。再者，本文僅局限于對深交所的上市公司進行研究。主要原因是深市涵蓋主板、中小板和創(chuàng)業(yè)板，比滬市的主板更具代表性。眾多研究已經(jīng)表明以中小板和創(chuàng)業(yè)板為代表的小盤股投機性更強、市場情緒更加濃烈，更加契合本文市場動能研究這一視角。；（2）并購事件結(jié)束后，第一大股東發(fā)生變更且新第一大股東控制權(quán)大于30%；（3）并購活動最終是成功完成的；（4）剔除首次發(fā)布并購公告前后一年之內(nèi)還存在發(fā)布并購公告的情況；（5）剔除并購公告發(fā)布前后的90 天內(nèi)還存在股利分配、盈余公告等重大事件發(fā)生的收購方；（6）剔除以并購公告發(fā)布之日為時間起點的兩年內(nèi)遭遇倒閉（或退市）的收購方。

表2 主要變量的描述性統(tǒng)計

最終樣本確定為431 家收購方上市公司。由表2 所示：（1）指標(biāo)均值都為正數(shù)，特別是收購方長短期的市場反應(yīng)均值為正，直觀數(shù)據(jù)顯示并購對收購方產(chǎn)生正面影響。（2）當(dāng)對CAAR和BHAR進行比較時，后者的均值（1.043）明顯大于前者（0.002），即長期的異常收益率遠(yuǎn)高于短期的異常收益率；再看中位數(shù)，短期CAAR竟然為負(fù)數(shù)（-0.001），而長期為正數(shù)。出乎筆者意料，這些統(tǒng)計數(shù)據(jù)與大多并購績效反轉(zhuǎn)為負(fù)的研究結(jié)果不相符，需要做進一步的實證檢驗。

三、實證結(jié)果與分析

（一）并購動能的影響因素檢驗

首先，由下頁表3 可知：在第（1）列短期回歸中，在控制了一系列公司和并購特征變量之后，第一動能因子“市場的并購動能”和被解釋變量CAAR之間有著顯著的正相關(guān)關(guān)系：其中變量“并購收益率”的系數(shù)為1.373 且在1%水平顯著，短期并購動能十分強烈。相反地，其他來自于收購方的動能因子沒有為并購動能提供正向作用。該結(jié)果說明我國存在并購動能，并且主要來源于整個市場而不是收購方自身。

其次，第（2）列長期回歸的結(jié)果出現(xiàn)反轉(zhuǎn)，表明并購動能受投資者過度樂觀情緒的影響，而非協(xié)同效應(yīng)。第一動能因子“市場的并購動能”和被解釋變量BHAR之間有著顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系：變量“并購數(shù)量”的系數(shù)為-0.004 且在1%的顯著性水平，反轉(zhuǎn)效應(yīng)十分強烈。此外，第四動能因子“收購方的市場動能”的長期系數(shù)也顯著為負(fù)，支持管理者過度自信假說。如前文所述，該因子是檢驗管理者行為的特殊變量，其長期結(jié)果為5%的水平上為-0.109，表明收購方在并購事前的BHAR每上升1%，就會導(dǎo)致事后長期市場反應(yīng)下跌0.109%。再結(jié)合該變量第（1）列的短期系數(shù)，其結(jié)果不顯著為正，表明公司歷史業(yè)績與市場對并購的短期反應(yīng)不顯著相關(guān)，換言之，過去的好成績并不必然帶來市場對并購給予正向的短期反應(yīng)。這說明管理者由于盲目自信或者個人私利，發(fā)起了一個長期績效實際為負(fù)的并購。

表3 長短期的并購動能回歸結(jié)果

至此，全樣本結(jié)果支持了假設(shè)1，即收購方上市公司存在并購動能，但受到投資者過度樂觀的非理性情緒驅(qū)動，長期的并購績效出現(xiàn)了反轉(zhuǎn)，而且管理者的自信自大加強了該反轉(zhuǎn)趨勢。

（二）牛熊市態(tài)下并購動能的不對稱性檢驗

在嚴(yán)格劃分了牛熊市區(qū)間之后，對比表3，表4（見下頁）呈現(xiàn)出一些有意思的結(jié)果。首先，兩張表的共通之處是：表4 同樣表明了強烈的并購動能且長期反轉(zhuǎn)，但只顯著存在于牛市而非熊市。具體表現(xiàn)在第（1）列牛市短期窗口的第一動能因子“市場的并購動能”的變量“并購收益率”系數(shù)為1.548（1% 顯著水平）；對應(yīng)于第（3）列，該因子在熊市中并不顯著。第（2）列牛市長期窗口的“并購數(shù)量”變量和BHAR顯著負(fù)相關(guān)，但與其相對應(yīng)的第（4）列中該變量在熊市時不顯著。牛熊結(jié)果的鮮明對比說明投資者的樂觀情緒在牛市時期影響并作用于并購行為，熊市時期投資者情緒與并購行為的關(guān)系不顯著。換言之，并購動能主要存在于市場行情火爆、情緒高漲的時候。這符合Stein①Stein,J.C.,“Rational Capital Budgeting in an Irrational World”,Journal of Bussiness,Vol.69,No.4,1996,pp.429-455.的市場擇時理論，并購浪潮往往與牛市同步，管理者利用市場的樂觀情緒進行并購，將收購方的被高估股票轉(zhuǎn)換為目標(biāo)方相對被低估的硬資產(chǎn)。然而從長期來看，受過度樂觀情緒驅(qū)動的并購動能往往最終伴隨著反轉(zhuǎn)效應(yīng)，這是因為非理性的情緒和預(yù)期終將得到糾正，導(dǎo)致股票價格的下行以及收益率的滑落。

表4 牛熊市態(tài)下的并購動能回歸結(jié)果

其次，與表3 全樣本不同的是，表4 牛市的長期回歸結(jié)果顯示了積極、正向的影響因素，即第三動能因子“收購方特有的并購動能”。該因子的變量“歷史并購質(zhì)量”與因變量BHAR在10%顯著水平上正相關(guān)，說明近期收購方已發(fā)生并購的異常收益率越高、質(zhì)量越好，則其隨后再次發(fā)起并購的績效越強，且反轉(zhuǎn)效應(yīng)越弱。也就是說，高質(zhì)量的并購如發(fā)生在牛市，科學(xué)合理運用市場擇時理論，通過利用樂觀的市場情緒助推股票價格向上運動，可對企業(yè)的長遠(yuǎn)發(fā)展產(chǎn)生一定的積極作用。

總之，表4 結(jié)果證明牛熊市態(tài)下的并購動能受到投資者情緒的影響是不對稱的，并購的動能效應(yīng)和反轉(zhuǎn)效應(yīng)主要來自于牛市而非熊市市態(tài)，支持假設(shè)2。

（三）并購動能的治理效應(yīng)檢驗

表3 和表4 的公司內(nèi)部治理因子顯著性不強，信息披露質(zhì)量的好壞和公司治理及其績效的改善沒有必然的內(nèi)在關(guān)聯(lián)效應(yīng)，基本拒絕假設(shè)3。這和不完全契約視角下的公司治理理論相背離，也和許多實證研究結(jié)果不相符①②③Madhavan,A.,“Security Prices and Market Transparency”,Journal of Financial Intermediation,Vol.5,No.3,1996,pp.255-283.。筆者認(rèn)為，或許不同程度信息披露質(zhì)量下的并購動能的趨勢不一樣甚至相反，導(dǎo)致了總樣本不顯著?；诖耍疚膮⒖嘉檠嗳坏娶芪檠嗳?江婕,謝楠等:《公司治理、信息披露、投資者情緒與分析師盈利預(yù)測偏差》,《世界經(jīng)濟》2016 年第2 期,第100-119 頁。的研究，將樣本劃分為達(dá)標(biāo)（僅優(yōu)秀評級）和非達(dá)標(biāo)（其他評級，即良好、合格和不合格）兩個子樣本，做進一步研究。

表5 不同信息披露質(zhì)量下的并購動能回歸結(jié)果

表5 中，并購動能及其反轉(zhuǎn)效應(yīng)主要產(chǎn)生于非達(dá)標(biāo)組，而不是達(dá)標(biāo)組。具體表現(xiàn)在第（3）列非達(dá)標(biāo)組短期窗口的第一動能因子“市場的并購動能”的變量“并購收益率”系數(shù)為1.791，且處于1%的顯著性水平；而該因子在第（1）列達(dá)標(biāo)組中不顯著。再看第（4）列非達(dá)標(biāo)組長期窗口的“并購數(shù)量”變量和BHAR顯著負(fù)相關(guān)，但第（2）列中該變量在達(dá)標(biāo)組卻一點也不顯著。此外，第（4）列中“收購方的市場動能因子”長期來看呈現(xiàn)反轉(zhuǎn)狀態(tài)，其系數(shù)在5%的顯著水平上為-0.102，反映出信息披露不完善的公司高管更容易表現(xiàn)為自大自信或是自私自利，導(dǎo)致并購事后的負(fù)績效。以上結(jié)果顯示，非理性的情緒主要沖擊信息披露質(zhì)量不高的并購公司，或者說過度樂觀的投資者更容易被信息不規(guī)范不透明的上市公司利用到并購決策中，自信自大的高管們以為只要“講好故事”，就能引導(dǎo)市場建立“樂觀良好的預(yù)期”，然而隨著之后的信息披露越來越充分完整，市場情緒逐漸得到糾偏，最終發(fā)生反轉(zhuǎn)。

其次,達(dá)標(biāo)組的解釋變量結(jié)果和協(xié)同效應(yīng)的積極影響具有一致性。有別于表3 和表4，表5 第（2）列達(dá)標(biāo)組長期窗口“收購方特有的并購動能因子”的兩個變量全部顯著為正。一是收購方的“歷史并購質(zhì)量”系數(shù)在1%的顯著水平上為1.594，說明提高信息透明度實實在在地降低了市場面臨的不確定性，受到投資者認(rèn)可，公司的長期價值和股價漲勢可期。二是收購方的“并購頻率”系數(shù)為5%顯著性水平上的0.293，即歷史收購次數(shù)越多的高信息透明度的公司，獲得市場正向反饋越大。總體來看，信息披露水平高的收購方在良性的治理約束下，更多是為了實現(xiàn)協(xié)同效應(yīng)進行的理性并購，因此動能效應(yīng)得以持續(xù)至長期。

最后，關(guān)于治理效應(yīng)的檢驗，相較于表3、表4 的完全不顯著結(jié)果，表5 的“公司治理因子”與長期并購績效BHAR在10%的顯著性水平上正相關(guān)。這說明市場反應(yīng)與信息披露質(zhì)量不完全達(dá)標(biāo)的收購方相關(guān)；或者說市場比較關(guān)注那些信息披露質(zhì)量有待改善的收購方，并隨著信息披露程度的提升而逐步轉(zhuǎn)變?yōu)榉e極向好的做多情緒。

綜上，表5 從信息披露質(zhì)量差異的角度出發(fā)，再次驗證了并購動能，并發(fā)現(xiàn)非達(dá)標(biāo)組和達(dá)標(biāo)組受到的影響沖擊是不一樣的，前者主要受非理性情緒的驅(qū)動，后者主要出自于理性的協(xié)同效應(yīng)的目的。而且信息披露質(zhì)量這一公司治理因子是并購動能的積極因素，完善信息披露、減緩信息不對稱性能提升并購績效，假設(shè)3 成立。

四、穩(wěn)健性檢驗

（一）長短期窗口的選擇

現(xiàn)有研究對短期窗口的選擇觀點不一。以美國為主的國外研究大多采取以宣告日為中心的前后3 天（Bouwman et al.，2009①Bouwman, C.H.S., Fuller, K., Nain, A.S.,“Market Valuation and Acquisition Quality: Empirical Evidence”, Review of Financial Studies,Vol.22,No.2,2009,pp.633-679.）或前后5 天（Fuller et al.，2002②Fuller,K.,Netter,J.M.,Stegemoller,M.,“What Do Returns to Acquiring Firms Tell Us?Evidence From Firms That Make Many Acquisitions”,The Journal of Finance,Vol.57,No.4,2002,pp.1763-1793.）；國內(nèi)學(xué)者研究（王化成等，2010③王化成，孫健，鄧路等:《控制權(quán)轉(zhuǎn)移中投資者過度樂觀了嗎?》,《管理世界》2010 年第2 期,第38-45 頁。）則認(rèn)為我國不成熟的資本市場存在信息泄露的問題，相應(yīng)地市場反應(yīng)可能會提前，應(yīng)采取較長的事件短窗口，例如（-30,0）和（-30，+5）。因此，這里把CAAR 的5 日時間窗口（-2，+2）分別拉長到（-30,0）和（-30，+5），并進行回歸，實證結(jié)果穩(wěn)健，與上文結(jié)果基本一致（限于篇幅，不同時間窗口的并購動能回歸結(jié)果省略）。

（二）做空機制的引入

表3 和表4 的2008—2016 年并購動能回歸結(jié)果均證明了投資者情緒是并購動能的主要影響因素，并且該因素在牛熊兩種市態(tài)下是不對稱的，做空機制的缺失更是加強了該趨勢。然而，2010 年3 月我國正式啟動融資融券業(yè)務(wù)，結(jié)束了“單邊市”，迎來了“雙邊市”，標(biāo)志著A 股市場開啟做空時代。為了使本研究更具說服力，這里以融資融券業(yè)務(wù)的啟動為分割線，把樣本期間劃分為做空機制缺失時期（2008.01—2010.03）和做空機制引入時期（2010.03—2016.12），重新檢驗并購動能。所得結(jié)果與前面結(jié)論基本保持一致，具有穩(wěn)健性。而且，做空機制引入后，動能及反轉(zhuǎn)效應(yīng)和治理效果更強烈。究其原因是我國的融券制度設(shè)置安排上尚未健全，存在諸多利于做空甚至出現(xiàn)自我踩踏的不公平規(guī)則，譬如裸賣空不限制、熔斷機制不合理、期現(xiàn)規(guī)則不同步不匹配，等等。規(guī)則缺陷與“情緒市”疊加在一起，如果發(fā)生“灰犀?！被蚴恰昂谔禊Z”事件，極易引發(fā)恐慌造成暴跌，甚至加速股市崩盤（限于篇幅，做空機制引入前后的并購回歸結(jié)果省略）。

五、結(jié)論和建議

本文以深市上市公司并購事件為例，發(fā)現(xiàn)并購動能存在于我國資本市場，在牛市時期尤為突出。這主要是投資者和管理者非理性行為交互作用的結(jié)果，而理性的協(xié)同效應(yīng)影響微弱。此外，公司治理是另一不能忽視的因素，強制性的信息披露確實有助于降低代理成本、提高治理效率、增強市場信心、提高股票價格，利好企業(yè)長期價值。

以上結(jié)論深化了對資本市場不成熟性和不規(guī)范性的認(rèn)識。據(jù)此對投資者、收購方公司及監(jiān)管機構(gòu)三方分別提出以下建議：

首先，市場中的廣大投資者應(yīng)始終保持清醒的頭腦，把握市場走勢，端正好心態(tài)，對市場公布的信息和事件做出合理的價值評估。切忌在信息不對稱的情況下，盲目樂觀投資，跟風(fēng)買賣，掉入“羊群效應(yīng)”的陷阱。要運用專業(yè)科學(xué)的分析技術(shù)，進行理性的價值投資，最大限度防范風(fēng)險。

其次，收購方公司重點應(yīng)注意兩點。一是發(fā)布并購公告或者收購決策的時間選擇，要充分考量市場所處的狀態(tài)，選好時間節(jié)點，在其他條件充分的情況下盡可能選擇牛市周期進行并購重組活動，因為熊市周期宣告并購并不能給股東們長期價值的減損起到緩沖作用。但這僅有相對意義，有時逆向投資收益也許更大。市場擇時是個鐵律，無論是順向還是逆向，收購方都必須在并購后著力優(yōu)化內(nèi)部結(jié)構(gòu)，提升公司綜合經(jīng)營和管理的駕馭能力。二是注重處理公司所有者及管理者之間的關(guān)系，界定好公司內(nèi)部的委托代理關(guān)系，加強董事會和股東大會對管理層的管控，既要約束防范管理者情緒和動機的非理性化，又要激勵管理者的積極性，確保并購后企業(yè)保值增值和股東利益最大化。

最后，相關(guān)監(jiān)管部門要把防范系統(tǒng)性風(fēng)險作為永恒主題，深化資本市場體制改革，不斷完善我國的股票市場和并購市場。要貫徹落實“史上最嚴(yán)”《上市公司重大資產(chǎn)重組管理辦法》，確保有關(guān)信息能夠及時、全面、完整、真實地向社會進行公開和披露。要完善監(jiān)督約束機制，加強對企業(yè)對外信息披露的監(jiān)管，依法查處各種違規(guī)違法行為，杜絕并購中的虛假信息、暗箱操作等有損于市場公平競爭和良性發(fā)展的現(xiàn)象。特別地，要健全做空機制，對相關(guān)規(guī)則進行循序漸進的改革，包括嚴(yán)格限制裸賣空、提高做空的成本、設(shè)立科學(xué)合理的熔斷機制、同步期現(xiàn)交易機制以實現(xiàn)風(fēng)險對沖，等等，使我國資本市場進入真正意義的雙向交易時代。