并购失败原因研究--以终极控股股东利益为视角_上市公司收购论文

并购失败原因研究——基于终极控股股东利益攫取的视角，本文主要内容关键词为：视角论文,股东论文,利益论文,原因论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。

      已有的研究证据表明：上市公司开展并购活动常常未能获得协同效应，实现股东价值增值，反而在某种程度上有损企业价值(Ming et al.，2006；Malmendier and Tate，2008；Mehrotra et al.，2011；Ferris et al.，2013)[13][11][12][5]。对此存在三种假说用于解读这一现象：(1)管理层代理假说(Managerial agency hypothesis)：管理层会基于获取个人私利的动机(追求企业规模、分散经营风险、声誉、职业晋升等)追加无效率投资(Shleifer and Vishny，1989；Morck et al.，1990)[17][14]；(2)管理者自傲假说(Huhris hypothesis)：管理者常常会高估并购带来的整合效应以及自身整合并购双方的能力，从而支付过高的并购溢价(Roll，1986；Doukas and Petmezas，2007)[15][4]；(3)市场择时假说(Market timing hypothesis)：收购方会在公司价值被相对高估时收购价值被相对低估的目标方，从长期的视角不利于企业价值增长(Ming et al.，2006)[13]。这些假说主要基于管理层与股东利益不一致的视角解读了并购失败的原因。随着对股权结构的研究深入，学者们发现相对集中的股权结构致使代理问题由管理层与股东的利益冲突逐渐转移至控股股东与其他中小股东的利益冲突。尤其是在金字塔结构化的集团内部，由于终极控股股东对上市公司现金流权与控制权的分离，终极控股股东有动机(现金流权小)且有能力(实质控制)通过关联交易、股权转让等方式侵占上市公司资源，损害其他中小股东的利益。因此本文从上市公司开展非关联并购以及与集团内其他公司开展关联并购的视角出发，探究并购失败的原因是否是由终极控股股东利益攫取动机所引发。

      本文以2007-2011年933起控制权发生转移的并购事件为样本，基于终极控股股东利益攫取的视角探究并购失败的原因，研究发现：(1)终极控制人更倾向于将集团内上市公司现金用于收购资产，而非用于分配。为了促成并购交易的顺利实施，攫取私人收益，终极控股股东对上市公司现金流权与控制权分离度越大，上市公司在非关联并购中支付的并购溢价越高，而在关联并购中情形正好相反。(2)终极控制人对上市公司现金流权与控制权分离度越大，并购的累计超额收益越低且并购后绩效越差。此外，本文为揭示并购失败的管理层代理假说、自傲假说以及市场择时假说提供了进一步的经验证据。

      本文的贡献体现在以下两个方面：(1)从终极控股股东利益侵占的视角，为并购失败的原因提供了进一步的研究假说，并填充了关于并购动机的研究理论。(2)分析式推导了终极控股股东通过并购侵占中小股东利益的动机和能力，为终极控股股东攫取私人收益提供了直接的经验证据，为上市公司的公司治理提供了有益参考。

      从动机的视角，并购可以分类为价值创造的并购以及非价值创造的并购。前者主要在于获取并购协同效应，这些效应包括经营协同、财务协同、管理协同、节税效应以及市场势力等。早期的研究主要关注并购如何创造价值，可是随着学者们对并购绩效的深入研究，很多学者发现，并购不但没有给企业带来价值增值，反而从某种程度上有损股东价值，这迫使学者们从源头上重新识别上市公司的并购动机，目前主要存在三种假说用于解读非价值创造的并购。他们分别是：管理层代理假说、管理层自傲假说以及市场择时假说。

      管理层代理假说认为，收购方的管理层与企业的目标并非一致，总体而言，当管理层开展一项收购所产生的私人收益高于企业价值受损后其所承担的成本时，管理者就会开展这项收购而非最大化企业价值(Morck et al.，1990)[14]。管理者常常会开展无效率的并购提升企业规模，这有助于管理层获得更多的升迁机会、提高个人报酬和声誉并同时巩固在企业中权力和地位，降低被其他管理者取代的风险。开展无效率并购有多种形式，Jensen(1986)[9]提出了著名的自由现金流假说。他认为，由于经营权与所有权的分离，当企业存在自由现金流时，管理者通常会将自由现金流用于扩大公司规模，获取薪酬和晋升机会而不是将其用于股利分配。开展非相关多元化并购也是追加无效率投资的一种形式，通过非相关多元化的并购，不仅可以降低企业的经营风险，分散人力资本风险，而且增加了管理者的自由裁量权，为管理者获取更多的私人收益提供更多的机会(Shleifer and Vishny，1989；Scharfstein and Stein，2000；Aggarwal and Samwick，2003)[17][16][1]。

      管理者自傲假说(Managerial hubris hypothesis)认为，并购决策常常被管理者个人特质所影响(Doukas and Petmezas，2007)[4]，自傲的管理者常常会高估并购协同效应以及自身整合并购双方的能力，从而开展一些非价值增加的并购(Roll，1986；Hayward and Hambrick，1997；Malmendier and Tate，2008；Ferris et al.，2013)[15][8][11][5]。Hayward and Hambrick(1997)[8]研究发现并购溢价水平与收购方管理者自傲程度显著正相关。Malmendier and Tate(2008)[11]检验了管理者自傲在多大程度上解释是否开展并购以及并购的相关特征。他们发现当企业存在丰富的内部资源时，过度自信的管理者就会开展并购，进一步研究发现，与其他管理者相比，过度自信的管理者更倾向开展多元化并购以及通过现金支付并购对价。Ferris et al.(2013)[5]探究了管理者过度自信对跨国并购的影响，他们发现管理者过度自信有助于解释跨国多元化并购的数量以及现金支付的频率。

      市场择时假说同样有助于解释非价值增加的并购。Shleifer and Vishny(2003)[18]认为价值被高估的企业常常会通过股权支付的方式收购价值被相对低估的企业。Ming et al.(2006)[13]同样发现，收购方被高估的程度往往大于目标方，且倾向于选择股权支付方式，此外他们进一步发现基于市场择时的并购往往伴随着负的累计超额收益。

      以上研究主要基于管理层与股东利益不一致的视角解读了并购失败的原因。随着对股权结构的研究深入，学者们发现在金字塔结构下的集团内，终极控股股东通过较小的现金流权控制着上市公司，因此终极控股股东有动机和能力通过资产交易转移上市公司资源，这种控制权私人收益往往大于通过股利分配获取的收益。因此本文从上市公司开展并购的视角出发，探究并购失败的原因是否是由金字塔结构下终极控股股东利益侵占的动机所引发。针对这一问题，Bae et al.(2002)[2]、朱冬琴，陈文浩(2010)[27]、陈红和杨凌霄(2012)[19]做了相关研究。Bae et al.(2002)[2]研究发现韩国上市公司收购集团内业绩较差的目标方时，会具有较差的市场反应，证明上市公司的并购往往不是最大化该企业价值。朱冬琴，陈文浩(2010)[27]年探究了2004-2005年中国民营上市公司现金流权与控制权分离对并购绩效的影响。研究发现：现金流权与控制权分离度对并购绩效的影响是呈现U型的。陈红和杨凌霄(2012)[19]以2008-2010年我国企业大宗股权转让为样本，探究了金字塔形态特征对终极控股股东利益侵占水平的影响，得到了现金流权与控制权分离度与控制权私人收益正相关的研究结论。以上的研究成果开创性的从控股股东的视角探究并购为什么会失败的原因。但是仍然存在以下研究不足：(1)研究样本并未区分关联并购与非关联并购，忽略了终极控股股东会基于自身效用开展不同性质并购的事实。(2)研究设计中未能剔除替代性假说对并购的影响，忽略管理者代理假说、管理自傲假说以及市场择时等原因所导致的伪回归及内生性问题。(3)没有从事前和事后两个视角全面探究终极控股股东的行为对并购绩效的影响。因此，基于现有的研究不足，本文试图做出改进。

      理论分析与研究假设

      本文认为，现金流权与控制权的分离致使处于金字塔顶端的终极控制人有动机(现金流权小)和能力(对公司实质控制)通过并购，侵占中小股东利益，从而引发并购失败。我们参考了La Porta et al.(2002)[10]，Friedman et al.(2003)[7]、谷祺等(2006)[22]以及吕长江、肖成民(2007)[25]的研究，构建了一个终极控股股东通过并购攫取利益，侵占中小股东利益的分析式模型，推导待检验的研究假设。

      如图1：假定某企业集团股权结构为金字塔结构，最终控制人通过两条控制链控制着6家企业，分别为A、B、C、D、E、F，各环节所有权比例分别为a、b、c、d、e、f且存在一个与该集团不存在股权关系的公司G。假定公司C为集团内的上市公司，则终极控制人对C的控制权比例为

=Min｛a，b，c｝，现金流权为

=a*b*c=α。类似的，终极控制人对F公司的控制权比例为

=Min｛d，e，f｝，现金流权为

=d*e*f=β。终极控制人对公司C、F的现金流权与控制权是分离的，因为

足够大且为外生条件，以至于终极控制人在利益侵占之前就能够有效控制企业行为且不受利益侵占的影响。(2)对非上市公司的现金流权β大于对上市公司的现金流权α。即α＜β。

      

      图1 金字塔控股结构下少数所有权控制结构

      终极控股股东可以利用其控制权通过经营活动、融资活动和投资活动将子公司利润转移至控股股东，获取一定的私人收益，这些手段包括但不限于低价销售型或转嫁成本型关联交易、侵占子公司融资额、不公平的资产租赁，子公司承担大股东研发广告费等(段亚林，2000；Friedman et al.，2003)[21][7]。根据La Porta et al.(2002)[10]，Friedman et al.(2003)[7]、谷祺等(2006)[22]的做法，他们假定终极控股股东对子公司攫取控制权私人收益的比例为S，S是现金流权C，控制权O和监督力度K的函数：S=F(C，O，K)，且

。以上的假设符合我们的直观印象：终极控股股东现金流权越大，攫取私人收益的比例越小；控制权越大，攫取私人收益的比例就越大；监管力度越大，攫取控制权私人收益的比例就越小。在此情况下，上市公司可从子公司所有资源中(以F公司为例，资产价值为

)获取的收益来源于两部分：第一部分是通过各种手段直接攫取的私人收益，即

。另一部分是依据β的现金流权对剩余资源获得的分红，即

。因此，终极控制人对子公司F的最终收益为

。本文引入控制权私人收益比例的目的在于：上市公司在进行投融资决策时，不仅仅只考虑其现金流权带来的收益，而且还会考虑其通过各种渠道攫取子公司资源所获得的私人收益。也就是说，现金流权与控制权私人收益比例共同决定了最终控制人可获得收益的大小，最终控制人是否让子公司开展并购以及支付并购对价的大小取决于最终控制人在并购前后获得最终收益的相对大小。本文会在后文中进一步分析现金流权与控制权私人收益比例如何共同影响该决策过程。

      一、终极控制人通过非关联并购攫取私人收益的决策分析

      

      以上的数学含义可以解读为：当终极控制人将上市公司现金用于收购后获得的最终收益大于现金分配时(出现这种情况的原因在于，收购后其不仅可以获得股利分配，而且能够获得控制权私人收益)，终极控制人会选择前者。此外，在其他条件不变的情况下，终极控制人对上市公司控制权越大，现金流权越小时，其越有动机进行非关联并购，并购后获得的收益越高，然而这种收益是建立在损害其他中小股东的基础之上，此时的代理成本可由并购溢价体现。基于此，本文提出研究假设H1：

      H1：非关联并购中，终极控制人对上市公司的现金流权与控制权分离度越大，上市公司支付的并购溢价越高。

      二、终极控制人通过关联并购攫取私人收益的决策分析

      

      

      以上的数学含义可以这样解读：α＜β，说明终极控股股东对C的现金流权小于对F的现金流权，但是与此同时，

，即终极控股股东对C的控制权私人收益比例要大于在F的比例，因此，当终极控制人对上市公司C现金流权小，控制权越大时，

会越大，在支付价格一定的情况下，终极控股股东愿意将更多的F资产置于C，从而赚取相对多的控制权私人收益，在此情况下，表现出的并购溢价就相对较低。基于此，本文推出假设H2：

      H2：在其他条件不变的情况下，关联并购中，终极控制人对上市公司现金流权与控制权分离度越大，支付的并购溢价越低。

      一、变量的定义与度量

      并购溢价率：本文采用程敏(2009)[20]，黄本多和干胜道(2009)[23]的做法，以收购价格超过目标方可辨认净资产账面价值份额的部分衡量溢价程度，最终并购溢价：

      

      现金流权：本文采用，La Porta et al.(2002)[10]，吕长江、肖成民(2007)[25]的做法，计算现金流权和控制权。以最终控制人通过所有控制链条累计持有上市公司所有权比例为现金流权。

表示第i条控制链上第j层公司的控股比例。

      控制权：以每条控制链上最小投票权的累和为控制权，即

。

      现金流权与控制权分离度(Separation Ratio，SR)：本文以控制权与现金流权的差值作为现金流权与控制权的分离程度。即SR=OR-CR，SR越大，表明现金流权与控制权分离度越大。

      控制变量：本文设计了5组控制变量，分别用以反映管理层代理假说、管理层自傲假说、市场择时假说、并购交易特征以及上市公司个体特征。第一组控制变量用以反映管理层代理假说，控制变量包含：是否为多元化并购(Diversify)，自由现金流(FCF)、托宾Q(Tobin_Q)以及资产的自然对数(LnAsset)。根据杨华军等(2007)[27]的做法，本文采用经营活动产生的净现金流减去所有NPV＞0项目所需现金流(预期投资规模)后的差值作为自由现金流，即

      

      其中预期投资规模，基于预期投资模型估计所得(回归结果见表1)。

      

      

      第二组控制变量用以反映管理层自傲程度，表现为是否为过度自信(Over_Conf)。本文根据Malmendier and Tate(2008)[11]以及郝颖等(2005)[24]的做法，将三年内持股数量增加且增加原因不是由于红利或业绩股的管理者判断为过度自信，取值为1；第三组控制变量用以反映市场择时，控制变量包括市帐率(M/B)，股票收益率(Ret)，以及收益率的标准差(Sig_Ret)；第四组控制量为交易特征变量，包含支付方式(Payment)以及收购标的(Object)；第五组控制变量用以反映上市公司个体特征，包括盈利能力(ROA)，资产负债率(Lev)以及公司治理程度(CG)。相关变量的定义与度量见表2。

      二、假设检验的模型

      为了检验本文的研究假设，我们设计的计量模型如下：

      

      本文关注的是：

      

      

      根据本文理论分析，当上市公司进行非关联并购时(Relation=0)，并购溢价与现金流权与控制权分离度正相关，因此我们预测

＞0。当上市公司进行关联并购时(Relation=1)，并购溢价与现金流权与控制权分离度负相关，因此我们预测

。

      三、样本选择及数据来源

      

      本文以北京交通大学中国兼并重组研究中心数据库2007-2011年中国上市公司发生控制权转移的933起并购事件为样本，所涉及的并购投资事件包括控股收购(Acquisition of Majority Interest，AM)以及资产收购(Acquisition of Assets，AA)。此外笔者依据如下标准对初选样本进行了筛选：(1)剔除了目标方净资产为负的公司；(2)由于金融类企业的财务报表项目和格式与一般上市公司不同，所以剔除了银行、证券、保险和投资等金融性上市公司；(3)经过多方渠道查找后，剔除了数据不全以及数据有误的样本；(4)考虑到特异值对回归的不利影响，剔除了主要变量两端0.5%的异常样本。

      一、变量的描述性统计

      表3提供了主要变量的描述性统计结果，其中Panel A列示了变量的均值、标准差以及各百分位数，Panel B列示了变量的相关系数矩阵。从表中可以看出2007-2011年上市公司并购溢价率的均值为112.4%，溢价率的中位数为34.5%，这符合现今上市公司通过高溢价收购标的的交易特征；上市公司现金流权与控制权分离度的均值为5.693%，标准差为8.071%，第75百分位数达到10.272%，这表明中国市场的两权分离现象较为严重。其他变量同时描述了并购交易特征的分布状况，Relation，Diversity以及Payment的均值表明并购样本中涉及25%的关联并购，67.2%的多元化并购以及94.2%的收购方都是通过现金方式支付并购对价。

      Panel B报告了主要变量的Pearson相关系数(下三角)以及Spearman秩相关系数(下三角)。数据显示：1)并购溢价与两权分离度显著正相关，并购溢价与是否为关联交易显著负相关，表明从简单的线性关系上看，并购溢价确实会随着两权分离程度的增加而变大，关联并购组的溢价率显著小于非关联并购组。2)并购溢价与自由现金流以及收购方资产显著正相关，并未发现与是否为多元化并购以及管理层过度自信显著相关。3)其他自变量之间存在一定的相关关系，这有利于在回归分析中得到剔除其他控制变量影响后核心自变量对因变量的影响程度。

      二、实证结果

      本文在控制了管理层代理假说、管理层自傲假说以及市场择时假说等控制变量的基础上，探究并购失败的原因是否是由终极控股股东利益侵占的动机所引发。表4的模型(i)列示了终极控股股东对上市公司的两权分离度与并购溢价之间的关系。本文关注的是：

      

      回归模型中两权分离度(SR)的系数

为0.1965，且在1%的水平上显著，这验证的本文的假设H1：非关联并购中，终极控制人对上市公司的现金流权与控制权分离度越大，上市公司支付的并购溢价越高。

的系数为-0.009，这验证了本文的假设H2：在其他条件不变的情况下，关联并购中，终极控制人对上市公司现金流权与控制权分离度越大，支付的并购溢价越低。此外在研究并购溢价与并购动机的模型(i)中验证了管理层代理假说中的自由现金流假说，但并未发现支持管理层自傲假说以及市场择时假说的经验证据。

      三、补充性检验

      模型(i)检验了支付过高并购溢价的原因是否是由终极控股股东利益侵占的动机所引发。为了进一步探究非价值增加的并购动机是否会引发并购失败，本文进一步探讨并购动机对并购绩效的作用效果。根据Francis and Martin(2010)[6]的做法，本文以并购公告披露当天作为0交易日，计算窗口[-1，1]的累计超额收益(CAR)考察并购公告的市场反应，度量并购的事前绩效，记为CAR[-1，1]，这种盈利性是事前投资者对该并购投资项目净现值的预期，以及判断该投资是否为经理层的机会主义行为，具有信号作用。本文依据Chen，Harford and Kai(2007)[3]的思想，使用收购方前后经营绩效(ROA)的变化度量并购后绩效，记为△Perform。本文认为Chen采用的是静态度量并购绩效的方法，这种做法会高估并购绩效，真正的并购后绩效应该是合并后公司业绩超出公司独立存在时曾经预期或要求达到的业绩的部分。因此为了剔除企业所处行业自身的成长性，本文在前人的基础上进行改进，使用行业中位数调整后的收购后一年与收购前一年ROA变化量度量并购后绩效。记为

。探究并购动机对并购绩效影响的检验模型如下：

      

      表4中的模型(ii)以及模型(iii)列示了模型回归结果。在模型(ii)中，两权分离度(SR)的系数显著为负，这表明：在其他条件不变的情况下，终极控制人对上市公司现金流权与控制权分离度越大，并购的累计超额收益越低。此外相比于同业收购以及股权支付，多元化并购以及通过现金支付过多的自由现金流都会导致更低的累计超额收益。管理层过度自信会导致累计超额收益降低，但统计上并不显著。在模型(iii)中，两权分离度(SR)的系数仍显著为负，这表明：在其他条件不变的情况下，终极控制人对上市公司现金流权与控制权分离度越大，并购的经营绩效变化越差。此外多元化并购、管理层过度自信以及较大的股票收益率方差(往往代表经营风险较大)同样会使并购的经营绩效显著降低。

      

      四、稳健性检验

      为了保证模型实证结果的稳健性，本文从随机误差项的经典假定、变量的分类调整以及变量的替换三个维度进行多重稳健性检验。

      首先，为了保证系数的估计量是最优线性无偏估计量，本文对多重共线性以及异方差等问题进行检验。从模型的方差膨胀因子(最大变量的方差膨胀因子小于10，平均值不小于1)看出，模型不存在多重共线性。为了保证估计的特性不受异方差的影响，本文使用估计量的稳健标准误进行检验，统计结果没有显著变化。其次，为了保障研究结果不受并购绩效度量方法的影响。本文在计算累积超额收益过程中分别使用市场模型以及市场调整收益模型估计股票的预期回报率，此外，并用CAR[-3，3]替换CAR[-1，1]进行稳健性检验。在计算事后并购绩效时，分别采用了行业平均数以及中位数调整后的ROA变化来度量，重复上文的回归后，回归结果并未发生显著改变。最后，为了保证研究结果不受管理层过度自信度量方法的影响，本文按照李善民，陈文婷(2010)[26]的做法以薪酬最高的前三名高管薪酬之和与所有高管的薪酬之和的比值表示高管薪酬的相对比值，若该值超过行业中位数，则表明高管为过度自信组，否则为非过度自信组，回归结果并未发生显著变化。

      现有的文献主要从管理层代理假说、管理层自傲假说以及市场择时假说解读并购失败的原因。本文从上市公司开展非关联并购以及与集团内其他公司开展关联并购的视角出发，探究并购失败的原因是否是由终极控股股东利益侵占的动机所引发。本文发现：在现金流权与控制权私人收益共同决定最终控制人收益大小的背景下，当最终控制人在并购后可获得的最终收益大于并购前时，最终控制人就会利用上市公司资源开展并购而非股利分配。进一步地研究发现，终极控制人对上市公司现金流权与控制权分离度越大，上市公司在非关联并购中支付的并购溢价越高，而在关联并购中情况相反。此外，终极控制人对上市公司现金流权与控制权分离度越大，并购的累计超额收益越低，并购经营绩效变化越差。相比于同业并购和股权支付，多元化并购、过多的自由现金流、管理层过度自信以及较大的股票收益率方差同样会使并购绩效显著降低。

      总体而言，本文验证了并购失败的其中一个原因是由终极控股股东利益侵占的动机所引发。此外对管理层代理假说、管理层自傲假说以及市场择时假说提供了进一步的经验证据。

      基于本文的理论和实证分析，我们认为至少可以从两方面提升上市公司的并购绩效：一方面上市公司应该采取有效的公司治理机制防止管理层开展非价值增加的并购行为；另一方面应该采取有效的改革措施，改变过度集中的股权结构，从源头上抑制终极股东通过两权分离攫取私人收益的机会，通过内部股权的相互制衡保护中小投资者利益。

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