財務(wù)困境公司能夠通過并購實現(xiàn)脫困嗎？

李云鶴 朱林染 譚卓鴻 錢張瑜

一 引 言

新冠肺炎疫情在全世界蔓延給我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展造成了重大沖擊，在國內(nèi)外供需兩端萎縮的局勢下，一些微觀企業(yè)因受疫情影響而經(jīng)營困難，并引發(fā)財務(wù)困境，其后續(xù)發(fā)展必將面臨重大挑戰(zhàn)。而困境企業(yè)如何脫困不僅關(guān)乎企業(yè)自身的生存發(fā)展，還關(guān)乎宏觀經(jīng)濟(jì)持續(xù)向好的微觀基礎(chǔ)的筑牢。因此，剖析困境公司脫困問題是極具現(xiàn)實意義的重要課題。

盡管有文獻(xiàn)指出政府救助有助于公司走出困境(陳艷利等，2015)，但企業(yè)脫困不能全都依靠政府救助，而應(yīng)主要依賴市場化的脫困方式。并購重組是企業(yè)存量資源優(yōu)化配置的重要市場化方式，也是困境公司尋求新生的重要市場化途徑(Sudarsanam &Lai,2001;祝繼高等,2015)。從WIND 并購市場的統(tǒng)計數(shù)據(jù)來看，在2005—2015 年我國所有發(fā)生并購重組的樣本公司中，處于Altman(1968；2013)①根據(jù)著名金融學(xué)家Altman 關(guān)于財務(wù)困境企業(yè)的劃分標(biāo)準(zhǔn)，將Z 值低于1.8 的企業(yè)視為財務(wù)困境企業(yè)。Z值小于1.8 內(nèi)的公司所發(fā)生的并購案例公司數(shù)為296 家，占所有樣本公司的比例為10.95%。這說明我國部分財務(wù)困境公司選擇主動并購作為擺脫困境尋求新生的重要途徑。那么，財務(wù)困境公司主動并購行為能夠?qū)崿F(xiàn)績效提升嗎?

現(xiàn)有關(guān)于財務(wù)困境公司并購的研究多從財務(wù)困境公司作為并購目標(biāo)公司出發(fā)，考察困境公司并購支付方式、并購溢價及并購后公司績效(Clark &Ofek,1994;Renneboog &Vansteenkiste，2019)。但是，很少有文獻(xiàn)關(guān)注財務(wù)困境公司作為主并購方時的情況。Sudarsanam 和Lai (2001)對英國166 家財務(wù)困境公司的研究發(fā)現(xiàn),脫困公司采取并購重組方式能夠提升公司效率。祝繼高等(2015)通過案例研究認(rèn)為財務(wù)困境企業(yè)應(yīng)通過資產(chǎn)和財務(wù)等多維度系統(tǒng)性重組進(jìn)行根本性調(diào)整。Kam 等(2010)用大樣本對并購公告的市場效應(yīng)研究發(fā)現(xiàn)，中國困境企業(yè)并購只有在涉及現(xiàn)金支付的情況下才有助于提高競爭性私營企業(yè)價值，國有企業(yè)之間通過轉(zhuǎn)讓控股權(quán)進(jìn)行的并購不會帶來價值增值。

以上為數(shù)不多的關(guān)于困境企業(yè)并購的文獻(xiàn)認(rèn)為并購可以作為困境企業(yè)脫困的方式，但對困境企業(yè)能否通過并購實現(xiàn)長期績效的改善與發(fā)展并沒有進(jìn)行深入考察。事實上，困境公司采用并購方式進(jìn)行脫困存在兩類不同的動因，并將產(chǎn)生不同的并購效果。一是風(fēng)險轉(zhuǎn)移與分散動因(Zhang,2022)。在此動因下，財務(wù)困境公司一般擁有較高的破產(chǎn)風(fēng)險，為了避免破產(chǎn)風(fēng)險帶來的嚴(yán)重后果，公司及其管理者都將竭力尋找并購目標(biāo)，企圖通過并購達(dá)到短期市值管理目標(biāo)(徐昭,2017)，這樣將為公司大股東及管理者保全自身利益并伺機(jī)退出公司贏得時機(jī)(Malatesta,1983)。此時，公司并購可能帶來正的短期市場價值，但將極大損害公司長期業(yè)績。二是生存成長動因(McCardle &Viswanathan,1994;Moeller，et al.,2004)。此動因表現(xiàn)為，部分公司或者因為存在短期資金鏈問題，或者因為沒有合適的增長機(jī)會，因而尋求通過外部并購來擺脫困境。這不僅能夠為公司贏來改善短期資金鏈的良機(jī)，也將為公司帶來潛在的增長機(jī)會，從而持續(xù)提升公司績效。

針對已有研究的不足，本文將以我國并購公司為樣本，深入考察財務(wù)困境公司采取并購方式進(jìn)行脫困的短期市場價值效應(yīng)及長期經(jīng)營績效，并進(jìn)一步考察困境公司并購績效改善的內(nèi)在機(jī)制。本文研究發(fā)現(xiàn)：我國財務(wù)困境公司并購既能帶來公司短期市場價值提高，也能帶來公司長期績效改善，并且并購對公司長期績效的改善可以通過降低公司冗余資源、吸納剩余現(xiàn)金、提升償債能力等機(jī)制實現(xiàn)。本文的貢獻(xiàn)在于：第一，現(xiàn)有關(guān)于財務(wù)困境公司并購脫困的研究多將困境公司作為目標(biāo)公司進(jìn)行考察，而本文則從財務(wù)困境公司作為主并購方視角進(jìn)行考察，這豐富了財務(wù)困境公司通過并購脫困的研究。第二，現(xiàn)有關(guān)于財務(wù)困境公司并購究竟是提升還是降低公司績效的結(jié)論并不統(tǒng)一(Bruner,2002;周小春等,2008;Masulis,et al.,2007;駱家駹等,2017)，而本文的實證結(jié)果則深化并拓展了現(xiàn)有關(guān)于公司并購績效的研究。

二 文獻(xiàn)回顧與研究假設(shè)

公司并購是企業(yè)外延式成長的重要方式，也是公司重要投資活動。首先，關(guān)于并購能否創(chuàng)造價值，Bruner(2002)研究發(fā)現(xiàn)僅有20%——30%的公司并購能夠成功創(chuàng)造價值。事實上公司并購失敗率居高不下，不少學(xué)者發(fā)現(xiàn)公司并購可能難以創(chuàng)造價值(Bruner,2002;周小春等,2008)。進(jìn)一步地，學(xué)者們亦探討了什么動因下的公司并購能夠創(chuàng)造或者破壞價值。Ansoff(1965)認(rèn)為，并購產(chǎn)生的協(xié)同效應(yīng)將使得企業(yè)合并后的經(jīng)營效果超過原分散企業(yè)的經(jīng)營效果之和。而唐建新等(2005)則發(fā)現(xiàn)公司并購短期內(nèi)產(chǎn)生了積極的協(xié)同效應(yīng)，但長期看，由于并購雙方忽視了并購后整合的重要性，沒能產(chǎn)生正的協(xié)同效應(yīng)。其次，Comanor(1967)指出公司并購能夠提升公司市場勢力，從而將為公司帶來價值。Shimizu 等(2004)基于市場勢力論和效率論研究發(fā)現(xiàn)橫向并購有利于實現(xiàn)協(xié)同效應(yīng)和規(guī)模經(jīng)濟(jì)。并購也能夠幫助公司迅速開拓市場，獲取戰(zhàn)略利益。再次，從代理理論角度看，并購企業(yè)的管理層如果追求自利，將通過并購擴(kuò)大公司規(guī)模進(jìn)而提高公司對現(xiàn)任管理層的依賴度(Masulis,et al.,2007)，這將破壞公司并購價值(張新,2003)。駱家駹等(2017)指出不同整合方式可能影響公司并購價值。以上文獻(xiàn)雖探討了公司并購動機(jī)及并購績效，但忽略了財務(wù)困境公司主動并購的動因及效果。

（一）財務(wù)困境公司并購的短期價值效應(yīng)假設(shè)

財務(wù)困境公司破產(chǎn)風(fēng)險高，亟待脫困來改變現(xiàn)狀。Porter(1980)指出，在衰退行業(yè)公司有可能實施“蛻資”戰(zhàn)略，主動收購比自身更具競爭優(yōu)勢的目標(biāo)公司。那么，財務(wù)困境公司并購究竟將產(chǎn)生怎樣的短期價值效應(yīng)呢？在代理和風(fēng)險轉(zhuǎn)移動因視角下，誠如前文所述，公司大股東及其管理者為了及時轉(zhuǎn)移可能存在的破產(chǎn)風(fēng)險，企圖通過并購活動達(dá)到短期市值管理目標(biāo)，這將為公司大股東及管理者攫取利益并退出公司贏得時機(jī)，因此，財務(wù)困境公司并購將帶來正的短期市場價值效應(yīng)。在企業(yè)生存成長動因視角下，財務(wù)困境公司并購乃緣于公司內(nèi)在成長機(jī)會不足或者試圖通過并購來捕捉新的成長機(jī)會，所以公司在并購過程中將會謹(jǐn)慎地選擇合適的并購對象，全面把控并購過程中的風(fēng)險，也將全力做好并購整合。這樣，公司通過外部并購將為公司贏來改善短期資金鏈的良機(jī)，也將提升公司價值。因此，基于這一動因，財務(wù)困境公司并購將會帶來正的短期市場價值效應(yīng)。根據(jù)上述分析，我們提出如下假設(shè)：

假設(shè)1：公司并購將為財務(wù)困境公司帶來正的短期市場價值效應(yīng)。

（二）財務(wù)困境公司并購的長期績效效應(yīng)假設(shè)

財務(wù)困境公司不僅要解決短期經(jīng)營困境，更要關(guān)注長期的持續(xù)成長業(yè)績(Barney,1986)。那么，財務(wù)困境公司主動并購究竟將產(chǎn)生怎樣的長期業(yè)績效應(yīng)呢？在風(fēng)險轉(zhuǎn)移動因視角下，公司大股東及其管理者為了及時轉(zhuǎn)移財務(wù)困境公司帶來的破產(chǎn)風(fēng)險而進(jìn)行的并購活動，盡管可能達(dá)到短期市值管理目標(biāo)，但從長期來看，這種短期投機(jī)行為必將嚴(yán)重?fù)p害公司長期績效。因此，從這個視角看，財務(wù)困境公司并購將帶來負(fù)的長期績效。李曉翔等(2011)指出，雖然財務(wù)困境企業(yè)表現(xiàn)出較多的并購和剝離行為，以作為維持企業(yè)績效增加、扭轉(zhuǎn)不利局面的途徑，但這兩種行為不一定能帶來長期績效增加。在企業(yè)生存成長動因視角下，財務(wù)困境公司一般是出于成長機(jī)會捕捉的迫切需要而進(jìn)行并購，所以在并購過程中將會謹(jǐn)慎地選擇合適的并購對象，全面把控并購過程中的風(fēng)險，也將全力做好并購后的公司組織及資源等的整合。在此情況下，由于財務(wù)困境公司一般資源相對緊缺，公司也將更傾向于有效率地利用資源(Baker &Nelson,2005)，進(jìn)而更為謹(jǐn)慎地去并購，其相應(yīng)的并購效果將較好；同時，財務(wù)困境公司在并購過程中資金濫用程度被大大降低，管理者決策的謹(jǐn)慎度和管理效率相應(yīng)提高，進(jìn)而提高并購績效(章之旺等,2006)。這樣，實施并購將提升公司長期價值。因此，基于這一動因，財務(wù)困境公司并購將帶來長期績效提升。根據(jù)上述分析，我們提出如下假設(shè)：

假設(shè)2a：公司并購將促進(jìn)財務(wù)困境公司長期績效提升。

假設(shè)2b：公司并購將阻礙財務(wù)困境公司長期績效提升。

（三）財務(wù)困境公司并購影響公司長期績效的中介機(jī)制假設(shè)

由上述分析可知，財務(wù)困境公司并購將影響公司長期績效。那么，其背后的機(jī)制是什么呢？首先，從冗余資源利用角度看，陷入困境的公司在成長動因驅(qū)使下，在并購過程中資金濫用程度降低，管理者決策的謹(jǐn)慎度和管理效率相應(yīng)提高，進(jìn)而提高并購績效(章之旺等,2006)。而冗余資源是公司內(nèi)資源沒有處于最優(yōu)利用狀態(tài)而產(chǎn)生的閑置資源(Tan &Peng,2003)，當(dāng)公司陷入財務(wù)困境時，由于收入減少和更傾向于有效率地利用資源(Baker &Nelson,2005)，將會壓縮公司內(nèi)部的冗余資源，進(jìn)而更為謹(jǐn)慎地去并購，其相應(yīng)的效果也更好。而在代理及風(fēng)險轉(zhuǎn)移動機(jī)下(Malatesta,1983)，困境公司并購將可能產(chǎn)生更多的冗余資源，這使得企業(yè)雖然規(guī)模變大，但經(jīng)營效率卻進(jìn)一步下降，從而不利于公司長期業(yè)績。因此，困境公司并購將通過影響公司冗余資源從而作用于公司長期并購績效。其次，從公司償債能力來看，財務(wù)困境公司一般背負(fù)著較高的負(fù)債(朱武祥等,2014)，在成長動因驅(qū)使下，公司可能會尋求通過并購以調(diào)整高負(fù)債的資本結(jié)構(gòu)，推動企業(yè)經(jīng)營穩(wěn)定性，從而提高長期績效(Maloney,et al.,1993)。當(dāng)被并購方有剩余現(xiàn)金時，財務(wù)困境企業(yè)作為并購方將會獲得資金資源，負(fù)債壓力從而得以減輕；被并購方的成長潛力也有助于吸引權(quán)益資金，提升公司償債能力，推動公司健康運(yùn)營，從而改善并購績效(Moeller，et al.,2004；Zhang,2022)。然而，代理動因下，財務(wù)困境公司將可能進(jìn)一步借助杠桿進(jìn)行并購(Malatesta,1983)，這將降低公司償債能力，損害公司并購績效。基于上述分析，我們提出如下假設(shè)：

假設(shè)3a：公司并購將通過影響冗余資源利用從而作用于公司長期并購績效。

假設(shè)3b：公司并購將通過影響償債能力從而作用于公司長期并購績效。

三 實證研究設(shè)計

（一）變量選取

1.Altman’sZ值。本文采用Altman(1968)構(gòu)建的經(jīng)典五因子Z-score 模型來識別企業(yè)財務(wù)狀況，并由此判斷企業(yè)是否為財務(wù)困境企業(yè)。盡管該模型最初以國外制造企業(yè)為樣本提出，但趙健梅等(2003)對我國上市公司的檢驗結(jié)果發(fā)現(xiàn)，Z-score 模型對我國上市公司也同樣適用。首先，本文采用并購企業(yè)發(fā)生并購前一年的會計報告中的相關(guān)財務(wù)指標(biāo)，避免并購事件對企業(yè)財務(wù)狀況的干擾。其次，為解決實證研究中標(biāo)明的Z值的臨界值在我國目前的上市公司應(yīng)用中可能存在偏差而帶來的范圍過窄問題，我們主要用Z值后四分位(25%)方式界定財務(wù)困境公司，并用Z值臨界值1.8 界定的財務(wù)困境公司作為穩(wěn)健性佐證。

2.總資產(chǎn)收益率變化（△ROA）。ROE和ROA是反映企業(yè)盈利能力的核心指標(biāo)，常被作為衡量企業(yè)并購績效的關(guān)鍵指標(biāo)。考慮到ROE受企業(yè)操控管理的可能性更大，本文主要采用ROA作為衡量企業(yè)并購績效的指標(biāo)。同時考慮到財務(wù)困境企業(yè)的財務(wù)特征異常性明顯以及本文更加關(guān)注并購前后績效的變化，因此，本文采用總資產(chǎn)收益率變化(△ROA)度量財務(wù)困境公司并購績效。該指標(biāo)生成時參考吳超鵬等(2008)的做法，用并購?fù)瓿芍? 年(t+1 年，t+2 年，t+3 年)總資產(chǎn)收益率均值減去并購前兩年(t-2 年，t-1 年)總資產(chǎn)收益率均值，即為總資產(chǎn)收益率變化值(△ROA)。

3.中介機(jī)制變量。本文主要關(guān)注兩類中介機(jī)制變量——冗余資源與償債能力。關(guān)于冗余資源變量(QR)，本文參考已有文獻(xiàn)的做法(蔣春燕等,2004)，選取速動比率作為冗余資源變量的測量工具，速動比率越大，公司內(nèi)的冗余資源越多。關(guān)于償債能力變量，與現(xiàn)有文獻(xiàn)的做法一致(李曜等,2015)，本文選取利息保障倍數(shù)(InterestCov)作為衡量償債能力的指標(biāo)。利息保障倍數(shù)越高，企業(yè)償還利息和債務(wù)的能力越強(qiáng)?？紤]到財務(wù)困境企業(yè)本身的財務(wù)指標(biāo)偏差，我們在選取指標(biāo)時以相對值替代了絕對值，以并購后3 年的償債能力均值減去并購當(dāng)年的該指標(biāo)作為中介變量的測度。

4.控制變量。參考現(xiàn)有文獻(xiàn)(周小春等,2008;Zhang,2022)，本文還控制了影響公司并購績效的其他變量，主要包括：公司規(guī)模(Asset)，這里用公司總資產(chǎn)自然對數(shù)度量；現(xiàn)金持有(Cash)，采用對貨幣資金取自然對數(shù)值度量；營業(yè)收入(Reve)，采用公司營業(yè)收入對數(shù)值度量；所得稅率(Tax)，用企業(yè)實際承擔(dān)的企業(yè)所得稅率度量；每股收益(EPS)，用凈利潤除以總股份數(shù)得到；資產(chǎn)負(fù)債率(Leve)，用年度總負(fù)債除以總資產(chǎn)度量；營運(yùn)資本(Opeca)，采用公司期末營運(yùn)資本的自然對數(shù)值度量；現(xiàn)金資產(chǎn)比率(Cashasset)，用現(xiàn)金除以總資產(chǎn)度量。

（二）實證模型構(gòu)建

1.實證模型1：事件研究法——測量財務(wù)困境公司并購的短期市場價值

為對假設(shè)1 進(jìn)行檢驗，本文選用事件研究法對財務(wù)困境公司與財務(wù)良好公司的并購事件短期績效進(jìn)行測算對比。事件研究法是一種以事件發(fā)生期間的個股超額收益衡量公司并購的股東財富效應(yīng)的研究方法，是測算公司重大事件市場反應(yīng)的主要方法。該方法需要設(shè)定觀測事件的“估計窗口”和“事件窗口”，并選擇預(yù)測公司個股在“估計窗口”內(nèi)正常收益的估計模型，進(jìn)而計算個股在“事件窗口”的超額收益。為了盡可能減少因觀測個股交易數(shù)據(jù)時長不足帶來的大量數(shù)據(jù)缺失，以及盡可能反映公司并購事件帶來的市場價值效應(yīng)，借鑒張新(2006)的做法，本文采用較為合理的120 個交易日時長作為“估計窗口”，具體而言，將估計期設(shè)為并購公告日前第150 個交易日到公告日前第30 個交易日，記為[?150，?30]。考慮到并購公布之前可能發(fā)生的信息泄漏等問題(徐昭, 2017)，以及為全面考察該事件的市場反應(yīng)，本文選擇兩個“事件窗口”來計算公司并購的超額收益，分別記為[?1，1]、[?2，2]。

為了估計股票預(yù)期收益率，本文選擇市場模型進(jìn)行估計。具體而言, 首先, 利用個股日交易價格與成分股流通市值加權(quán)的滬深300 指數(shù)日數(shù)據(jù), 根據(jù)式(1)分別計算個股的日收益率與市場日收益率(對數(shù)形式收益率)。

其中，Ri,t為并購公司i在t日的實際收益率，Pi,t與Pi,t?1分別為并購公司i在t日與t?1 日的個股股票價格。

其次，利用上述計算得到的個股收益率(Ri,t)與市場收益率(Rm,t)數(shù)據(jù)估計模型（2）中的參數(shù) αi和βi，并運(yùn)用估計出來的參數(shù)計算個股i在t日的預(yù)期正常收益E(Ri,t)。

接著，利用式(3)計算個股的超額收益ARi,t。

隨后, 利用式(4)計算樣本公司在事件期間內(nèi)的累計超額收益率(CAR) , 并進(jìn)一步利用式(5)計算樣本公司的累計平均超額收益率 (CAAR)。

2.實證模型2：OLS 回歸模型——測量財務(wù)困境公司并購的長期績效

本文使用OLS 回歸模型，檢驗并購對財務(wù)困境公司長期績效是否存在顯著影響，即對假設(shè)2a 和假設(shè)2b 進(jìn)行檢驗。具體而言，本文以公司并購前一年的財務(wù)Z值判定得到財務(wù)困境公司樣本；以財務(wù)困境公司并購與否的二元變量作為解釋變量，以ROA的變化值作為被解釋變量。其模型表示為：

其中，?ROAi,t代表公司i在t年發(fā)生并購后3 年的總資產(chǎn)收益率均值相對于并購發(fā)生前兩年總資產(chǎn)收益率均值的變動：表示公司i在t年發(fā)生并購活動的虛擬變量，其中，j=1 時，表示以Z值降序排列，并將其后四分之一分位(25%)公司并購視為財務(wù)困境公司并購，取值1，其他則取值0；j=2 時，表示以Altman 給定的Z值臨界值1.8 作為判定并購是否為困境公司并購的指標(biāo)，即：若并購公司Z值小于1.8，則視該并購為財務(wù)困境公司并購，取值1，否則取值0。Controli,t為公司層面的控制變量，包括公司規(guī)模(Asseti,t)、庫存現(xiàn)金(Cashi,t)、營業(yè)收入(Revei,t)、所得稅率(Taxi,t)、每股收益(EPSi,t)、資產(chǎn)負(fù)債率(Levei,t)、營運(yùn)資本(Opecai,t)、現(xiàn)金資產(chǎn)比率(Cashasseti,t)。

3.實證模型3：中介效應(yīng)模型

進(jìn)一步地，若假設(shè)2a 或假設(shè)2b 通過OLS 基準(zhǔn)回歸得以驗證，本文將使用Sobel(1982)中介效應(yīng)模型組來檢驗并購作用于財務(wù)困境公司績效的中介機(jī)制。

（三）樣本數(shù)據(jù)選取及描述性統(tǒng)計

本文所有數(shù)據(jù)均來自CSMAR 數(shù)據(jù)庫。(1)從并購重組數(shù)據(jù)庫中選取2004—2015 年的A 股上市公司為總樣本。(2)從財務(wù)指標(biāo)數(shù)據(jù)庫中選取各公司年度的“凈營運(yùn)資本比率”、“留存收益資產(chǎn)比”、“息稅前利潤與資產(chǎn)總額比”、“負(fù)債與權(quán)益市價比率”和“總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率A”，應(yīng)用Z-score 模型計算相應(yīng)Z值。(3)剔除金融類及關(guān)鍵變量缺失的公司。(4)以Z值的標(biāo)準(zhǔn)臨界值1.8 或其后四分位(25%)作為財務(wù)困境公司的識別標(biāo)準(zhǔn)，接著將發(fā)生并購的公司提取出來，并且以其首次公告日所在年份作為并購事件發(fā)生年份。(5)從財務(wù)指標(biāo)數(shù)據(jù)庫中調(diào)取財務(wù)困境公司在并購事件發(fā)生當(dāng)年的相應(yīng)控制變量。(6)從數(shù)據(jù)庫調(diào)取財務(wù)困境公司并購事件發(fā)生前兩年與后3 年間的ROE，隨后對其進(jìn)行相應(yīng)的取均值并作差處理。值得說明的是，若同一公司在同一年內(nèi)完成多起并購，則只保留該公司在當(dāng)年所完成的第一起并購，并剔除無法獲得并購前一年計算Z-score 的五因子的樣本，剔除并購當(dāng)年控制變量以及并購前兩年或后3 年ROA缺失的樣本。以上主要變量的描述性統(tǒng)計如表1 所示。

表1 主要變量的描述性統(tǒng)計

四 實證結(jié)果及分析

（一）財務(wù)困境公司并購的短期市場價值效應(yīng)

本文選取首次并購宣告日在2004—2015 年的全部上市公司為總體樣本。為避免并購當(dāng)年可能出現(xiàn)的財務(wù)報表變動對公司真實財務(wù)狀況判定的干擾，本文選取并購首次宣告日所在年份前一年的財務(wù)報告，依據(jù)Z-score 模型計算其并購事件發(fā)生前一年的Z值，將樣本公司Z值后四分位（25%）內(nèi)的公司標(biāo)記為財務(wù)困境公司（Z值越小，公司處于財務(wù)困境的風(fēng)險越大）。運(yùn)用上述事件研究方法，表2 匯報了財務(wù)困境公司在估計期為并購公告日前150 個交易日到前30 個交易日、事件窗口分別為[-1,1]和[-2,2]時的累計平均超額收益率（CAAR）、標(biāo)準(zhǔn)差（SD）以及檢驗的T 值（T-value）。由表2 可知：在觀察事件窗口下，財務(wù)困境樣本公司的累計平均超額收益率均為正，且在10%的統(tǒng)計水平上顯著為正，這反映財務(wù)困境公司進(jìn)行并購將獲得顯著為正的市場超額收益。

表2 財務(wù)困境公司并購的短期績效狀況

考慮到并購對公司短期績效改善的作用微弱是一種普遍現(xiàn)象，即不僅財務(wù)困境公司并購可能存在這一現(xiàn)象，財務(wù)狀況良好公司并購也可能如此，因此有必要考察財務(wù)困境公司與非財務(wù)困境公司的并購績效差異。對此，本文采用多元回歸的方法進(jìn)行分析，將財務(wù)困境公司設(shè)為虛擬變量，考察財務(wù)困境公司并購績效是否顯著異于非財務(wù)困境公司并購績效。由表3 可知，在事件窗口為[-1,1]和[-2,2]的累計超額收益下，財務(wù)困境公司與其并購的累計超額收益之間均呈顯著正相關(guān)關(guān)系，表明財務(wù)困境公司并購所獲得的超額收益高于財務(wù)良好公司并購所獲得的超額收益，這與上述結(jié)論一致，進(jìn)一步驗證了財務(wù)困境公司并購能夠為自身帶來較為顯著的短期價值提升。這驗證了假設(shè)1。此外，從控制變量結(jié)果看，每股收益變量(EPS)與CAR呈顯著正相關(guān)關(guān)系；而公司規(guī)模變量(Asset)與CAR呈顯著負(fù)相關(guān)關(guān)系，這說明市場對規(guī)模較大財務(wù)困境公司并購的反應(yīng)是負(fù)面的，而對前期經(jīng)營業(yè)績突出的財務(wù)困境企業(yè)并購的反應(yīng)是積極的。

表3 財務(wù)困境公司并購對短期績效的影響

（二）財務(wù)困境公司并購的長期績效效應(yīng)

本文運(yùn)用OLS 回歸模型以公司是否發(fā)生并購為解釋變量(MA)、以并購長期績效為被解釋變量對假設(shè)2a 或假設(shè)2b 進(jìn)行檢驗。首先，根據(jù)公司并購首次宣告日前一年的財務(wù)報告計算其Z值，將Z≤1.8 的公司識別為財務(wù)困境公司，其中，對發(fā)生并購的記為財務(wù)困境公司并購，其余記為財務(wù)困境公司無并購。其次，為降低Z值分類下發(fā)生并購的公司較少而可能帶來的偏誤，本文還以公司并購首次宣告日前一年的財務(wù)報告計算的Z值為基礎(chǔ)，降序排列后將其后四分位25%(Risk(25%))內(nèi)樣本公司識別為財務(wù)困境公司，其中，對發(fā)生并購的記為財務(wù)困境公司并購，而其余標(biāo)記為財務(wù)困境公司無并購。

表4 匯報了不同財務(wù)困境標(biāo)準(zhǔn)下并購對公司財務(wù)績效的影響結(jié)果，從Z值排序后四分位(25%)內(nèi)公司被識別為財務(wù)困境公司的結(jié)果看，在加入控制變量前，并購(MA)與ΔROA之間的回歸系數(shù)為正，且在10%的統(tǒng)計水平上顯著，這說明并購有助于促進(jìn)財務(wù)困境公司財務(wù)績效提升。在加入相關(guān)控制變量后，并購(MA)與ΔROA之間的回歸系數(shù)仍然為正，且在1%的統(tǒng)計水平上顯著，這反映并購有助于促進(jìn)財務(wù)困境公司財務(wù)績效提升，即并購事件后3 年內(nèi)公司的績效提升顯著。從Z值小于等于1.8 來識別財務(wù)困境公司的結(jié)果看，在加入控制變量前，并購(MA)與ΔROA之間的回歸系數(shù)為正，且在5%的統(tǒng)計水平上顯著，這同樣說明并購有助于促進(jìn)財務(wù)困境公司財務(wù)績效提升。在加入相關(guān)控制變量后，并購(MA)與ΔROA之間的回歸系數(shù)仍然為正，且在1%的統(tǒng)計水平上顯著，這同樣反映并購有助于促進(jìn)財務(wù)困境公司長期績效提升。兩組回歸結(jié)果均支持假設(shè)2a，即與不采取并購的財務(wù)困境公司相比，并購將為財務(wù)困境公司在長期內(nèi)帶來更大的績效提升。這揭示并購將可能通過公司資源優(yōu)化配置與重組，幫助公司走出困境，實現(xiàn)公司績效提升。而從兩組回歸的控制變量看，每股收益變量(EPS)與ΔROA呈顯著正相關(guān)關(guān)系；公司規(guī)模變量(Asset)與ΔROA呈顯著負(fù)相關(guān)關(guān)系，這反映了規(guī)模較大的財務(wù)困境公司難以走出困境，而前期經(jīng)營業(yè)績突出的公司更容易走出困境。

表4 財務(wù)困境公司并購對長期績效的影響

（三）財務(wù)困境公司并購提升長期績效的中介機(jī)制

上述回歸結(jié)果表明并購能夠幫助財務(wù)困境公司實現(xiàn)長期績效提升，接下來，本文將檢驗其中的中介機(jī)制。首先檢驗冗余資源機(jī)制，表5 匯報了Z值排序后四分位(25%)內(nèi)公司被識別為財務(wù)困境公司，且開展并購活動而影響公司財務(wù)績效的冗余資源機(jī)制的估計結(jié)果。表5 顯示，公司并購(MA)與ΔROA呈顯著正相關(guān)關(guān)系，這與表4 的結(jié)果一致；公司并購(MA)與不考慮控制變量與考慮控制變量下的冗余資源變量(QR)呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，且均在1%的統(tǒng)計水平上顯著；冗余資源變量(QR)與ΔROA呈顯著負(fù)相關(guān)關(guān)系(包括不考慮控制變量與考慮控制變量)。而后，將冗余資源變量及并購虛擬變量同時引入回歸方程，結(jié)果顯示，公司并購(MA)與ΔROA仍然呈顯著正相關(guān)關(guān)系，但其前面系數(shù)低于未引入冗余資源時的系數(shù)，同時，冗余資源變量(QR)與ΔROA呈顯著負(fù)相關(guān)關(guān)系(包括不考慮控制變量與考慮控制變量)。這說明，公司并購能夠部分通過降低公司冗余資源進(jìn)而提升公司長期并購績效。這驗證了假設(shè)3a。

表5 并購促進(jìn)財務(wù)困境公司長期績效改善的中介機(jī)制：冗余資源

接著，進(jìn)一步檢驗償債能力機(jī)制。表6 匯報了以利息保障倍數(shù)為償債能力中介變量的回歸結(jié)果。由表6 可見，公司并購變量(MA)與ΔROA呈顯著正相關(guān)關(guān)系；公司并購變量(MA)與利息保障倍數(shù)變量(InterestCov)呈顯著正相關(guān)關(guān)系；利息保障倍數(shù)變量(InterestCov)與ΔROA呈現(xiàn)顯著正相關(guān)關(guān)系。當(dāng)將公司并購變量(MA)及利息保障倍數(shù)變量(InterestCov)同時引入回歸模型后的結(jié)果顯示，公司并購(MA)與ΔROA仍然呈顯著正相關(guān)關(guān)系，但其前面系數(shù)低于未引入利息保障倍數(shù)時的系數(shù)，同時，利息保障倍數(shù)變量(InterestCov)與ΔROA呈顯著正相關(guān)關(guān)系。這說明，財務(wù)困境企業(yè)并購能夠部分通過提升公司償債能力(利息保障倍數(shù)) 進(jìn)而促進(jìn)公司長期績效提升。這驗證了假設(shè)3b。

表6 并購促進(jìn)財務(wù)困境公司長期績效改善的中介機(jī)制：償債能力(利息保障倍數(shù))

五 穩(wěn)健性檢驗

為了檢驗本文基準(zhǔn)回歸結(jié)果的穩(wěn)健性，本文分別通過更換被解釋變量與更換公司財務(wù)困境識別標(biāo)準(zhǔn)等再次進(jìn)行檢驗。首先，考察將被解釋變量△ROA替換為△ROE情況下的結(jié)果穩(wěn)健性。這里，△ROE指標(biāo)的計算同△ROA。表7 中左側(cè)兩列匯報了將△ROE作為被解釋變量、Z取值后四分位(25%)[Risk(25%)]作為識別財務(wù)困境公司標(biāo)準(zhǔn)下，并購對財務(wù)困境公司績效影響的結(jié)果。在不考慮控制變量與考慮控制變量下，公司并購變量(MA)與△ROE均呈顯著正相關(guān)關(guān)系。這說明，并購有助于促進(jìn)財務(wù)困境公司長期績效提升的結(jié)果是穩(wěn)健的。

其次，考察替換公司財務(wù)困境識別標(biāo)準(zhǔn)后的結(jié)果穩(wěn)健性。表7 中右側(cè)兩列匯報了將△ROA作為被解釋變量、Z取值的后30%[Risk(30%)]作為識別財務(wù)困境公司標(biāo)準(zhǔn)下，并購對財務(wù)困境公司績效影響的結(jié)果。結(jié)果顯示，在不考慮控制變量與考慮控制變量下，公司并購變量(MA)與△ROA均呈顯著正相關(guān)。這進(jìn)一步說明，并購有助于促進(jìn)財務(wù)困境公司長期績效提升的結(jié)果是穩(wěn)健的。

表7 更換被解釋變量與更換公司財務(wù)困境識別標(biāo)準(zhǔn)的穩(wěn)健性檢驗結(jié)果

進(jìn)一步地，繼續(xù)考察替換公司財務(wù)困境識別方法后的結(jié)果穩(wěn)健性。這里我們采用Ohlson (1980)以及Zmijewski (1984)提出的財務(wù)風(fēng)險測量方法，對公司財務(wù)風(fēng)險進(jìn)行測量，分別記作O 方法與Zm方法，并據(jù)此識別并劃分樣本中的財務(wù)困境公司，然后采用基本回歸模型，重新測試并購對財務(wù)困境公司并購長期績效的影響。表8 左側(cè)兩列匯報了將△ROA作為被解釋變量、O 方法計算的取值高風(fēng)險后四分位(25%)[O_Risk(25%)]作為識別財務(wù)困境公司標(biāo)準(zhǔn)下，并購對財務(wù)困境公司績效影響的結(jié)果。在不考慮控制變量與考慮控制變量下，公司并購變量(MA)與△ROA均呈顯著正相關(guān)關(guān)系，這說明，并購有助于促進(jìn)財務(wù)困境公司長期績效提升的結(jié)果是穩(wěn)健的。表8 右側(cè)兩列匯報了將△ROA作為被解釋變量、Zm 方法計算的取值高風(fēng)險后30%[Zm_Risk(30%)]作為識別財務(wù)困境公司標(biāo)準(zhǔn)下，并購對財務(wù)困境公司績效影響的結(jié)果。在考慮控制變量與不考慮控制變量下，公司并購變量(MA)與△ROA均呈顯著正相關(guān)關(guān)系，這也反映并購促進(jìn)財務(wù)困境公司長期績效提升的結(jié)果是穩(wěn)健的。

表8 采用其他方法度量公司財務(wù)困境的穩(wěn)健性檢驗結(jié)果

六 結(jié)論及啟示

財務(wù)困境公司是否可以通過并購實現(xiàn)公司績效的改善是被已有文獻(xiàn)忽略的重要課題。本文選取2004—2015 年A 股上市公司作為研究樣本，考察財務(wù)困境公司并購的長短期績效，結(jié)果發(fā)現(xiàn)：財務(wù)困境公司并購既能帶來顯著為正的公司短期市場價值提升，也能帶來公司長期績效改善；并購對財務(wù)困境公司長期績效改善的機(jī)制主要表現(xiàn)為：并購促進(jìn)了財務(wù)困境公司冗余資源縮減、提升了公司資源的利用效率，同時，并購也能促進(jìn)財務(wù)困境公司提升償債能力，由此促進(jìn)財務(wù)困境公司長期績效改善。在考慮穩(wěn)健性檢驗后，上述基本結(jié)果依然穩(wěn)定。這為我國財務(wù)困境公司通過并購進(jìn)行脫困提供了新的證據(jù)，具有重要的啟示作用。

第一，新冠肺炎疫情帶來的供需兩端萎縮壓力，造成部分企業(yè)經(jīng)營困難，并陷入財務(wù)困境。因此，如何走出困境是當(dāng)前經(jīng)濟(jì)形勢下部分企業(yè)面臨的嚴(yán)峻挑戰(zhàn)。本文發(fā)現(xiàn)，并購有助于財務(wù)困境公司改善短期市場價值與長期績效，這為受新冠肺炎疫情沖擊而業(yè)績不佳的企業(yè)如何扭轉(zhuǎn)經(jīng)營困局提供了可能的發(fā)展路徑。

第二，盡管并購是企業(yè)脫困的一種可能路徑，但并不是所有困境企業(yè)都能通過并購實現(xiàn)脫困。本文發(fā)現(xiàn)，并購能夠降低企業(yè)冗余資源，提高企業(yè)資源效率，以及提高企業(yè)償債能力，從而推動企業(yè)走出困境。因此，具有冗余資源且具有提效潛力的企業(yè)將更容易通過并購實現(xiàn)長期業(yè)績改善。

第三，本文研究結(jié)果還表明，企業(yè)規(guī)模與企業(yè)并購績效負(fù)相關(guān)，而公司過去盈利能力與并購績效正相關(guān)。這反映通過并購實現(xiàn)脫困對于規(guī)模較小企業(yè)以及過去盈利能力較強(qiáng)企業(yè)的效果將更好。

最后，政府在幫扶財務(wù)困境企業(yè)脫困時除了可以利用財稅手段外，還可以通過制定支持財務(wù)困境企業(yè)并購的相關(guān)政策激勵企業(yè)以市場化方式走出困境。進(jìn)一步地，政府在支持財務(wù)困境企業(yè)并購時，應(yīng)嚴(yán)格界定支持范圍，重點(diǎn)向規(guī)模較小企業(yè)、成長潛力較大企業(yè)、過去盈利能力較強(qiáng)企業(yè)以及有較高提效空間的企業(yè)等進(jìn)行政策傾斜。