中国证券市场资产重组效应分析，本文主要内容关键词为：资产重组论文,效应论文,中国证券市场论文，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。
自1996年以来，资产重组在我国证券市场中发挥着越来越重要的作用，在盘活资产存量，优化资源配置，改善企业经营结构，提高资产营运绩效方面都起到了一定的效果。国外关于资产重组的研究比较多，也有一些成熟的方法或结论，而国内的研究基本上是定性的分析，或者作一简单的分类或比较。本论文试图参照国内外已有的研究成果，对中国证券市场的资产重组行为进行一个较为系统的梳理和分析。我们的重点不在于阐述整个市场资产重组的现象及其分类，亦不准备采取个案描述或评估的方式，也不在于从长期历史的角度对资产重组的变迁过程，及其对宏观经济或资本市场的影响，资产重组企业长期绩效评估等方面加以深入分析。我们试图对所采集的样本从事件整体分析的角度，对与资产重组相关的某些方面，譬如短期价格波动，波动的季度特征。某些属性或特征，譬如重组的行业相关性，是否买壳上市，是否与公司处于困境有关，及其对财务杠杆比率等国内普遍比较关注，而资料可用，且定量分析又做得比较少的几个方面加以分析。
1997年以前，中国证券市场资产重组，尤其是并购发生得很少，且相关统计数据的保存很不完善，所以我们所选样本限定干1997年、1998年深沪两市发生资产重组的上市公司，无论其为并购公司或目标公司。市场指数分别取上证综合指数和深证综合指数。
本文的结构是，在定义本文采用的若干关键概念后，首先考察资产重组的市场表现，主要包括公告日前后的股价波动，目标公司和非目标公司的股价波动差异分析，以及由股价波动导致的超额收益率是否具有时间效应（我们考察是否具有季度特征）；进一步，侧重于因素分析，考察一些可能影响资产重组绩效或市场反应的相关方面，包括是否相同或近似行业的资产重组，是否买壳上市，以及目标公司是否处于困境；最后我们特别考察资产重组前后财务杠杆比率的变动。本论文试图从可找到的数据出发尽可能系统地对中国资产重组短中期效应进行分析，既有对已有结论的检验和分析，又有新的实证和探讨。
一、若干概念
1.1 资产重组的范畴
对于资产重组的界定，有不同的看法和分类。檀向球、提云涛、强立等（1999）把中国的资产重组分为五类：对外购并扩张，股权转让，上市公司资产剥离与股权出售，资产置换， 其它混合重组。 林国春（1998）将其分为整体收购兼并，股权投资，股权转让，受让股权（资产），资产置换，二级市场并购，包销股票（配股），其它等八类。胡继之、王文立（1997）把上市公司的资产重组归纳为：整体并购，投资控股并购，股权有偿转让，资产置换，二级市场并购，股权无偿划转等六类。我们主要参考了胡继之、王文立（1997）的分类，不过在收集和处理样本时把非股权性的资产（经营性）出售剔除掉。在做不同分析时，又相应地对样本作了不同取舍。
1.2 如何衡量公司经营绩效
至于如何衡量公司经营绩效，国外一般有两类方法，一种是事后股价变动分析法，衡量中长期股价和收益率的变动；另一种是经营业绩分析法， 针对财务报表和会计数据进行比较分析（James
D. Parrino,Robert S.Harris,1999）。国内目前基本采用后一种方法， 如檀向球，提云涛，强立等（1999）曾提出一个资产重组鉴别指标体系，其中绩效评估体系包括主营业务利润率，总资产利润率，每股收益，净资产收益率。本文采用上市公司的净资产收益率，除了便于查找外，正如陈晓等（1999）所指出，一方面在我国股市，送、配、派、转、增股频繁，非流通法人股和国家与流通社会公众股并存，使得调整股价与EPS 非常困难，而净资产收益率可以回避由于股权稀释或增加对盈余指标一致性的影响；另一方面，净资产收益率紧跟每股收益为最重要的必须披露的财务指标。1999年3月27 日中国证监会发布的新修订的《关于上市公司配股工作的通知》亦指出，配股必须保证最近三个完整会计年度净资产收益率平均在10%以上（肖召光，1999）。
1.3超额收益率
超额收益率是实际收益率与期望或正常收益率之差，其计算方法有许多种，譬如其实际收益率与按照市场模型或CAPM模型算出“正常”收益率之差，或算个股实际收益率与市场指数收益率或某一资产组合平均收益率之差。我们取一定时间区间内该股票收益率与同期所在市场指数收益率的差为该股票在该时间区间的超额收益率。这个收益率是所在时间区间的函数。
1.4 买壳上市
买壳上市不仅指获得一个已存在上市企业的控股权，而且也意味着买壳的公司须注入自己的资产，或者进行资产置换或不良资产剥离，以达到将自身（部分）业务或资产上市的目的。比较著名的如天津泰达收购天津美纶股份后更名为泰达股份，中远（上海）置业入主众诚实业后改名为中远发展，等。
1.5 公司是否处于困境的定义
考虑到中国国内的现实，尤其是资料和数据的可用性，我们不采用现代会计上的指标来衡量一个公司是否处于困境。我们对一个公司是否处于困境（若是为1，否则为0）的定义是：并购上一年净资产收益率低于10%；或者虽然上年略高于10%（wt—12%）但当年明显低于10%（〈8%），或者连续三年呈下降趋势且下降到10%以下。 前述某些指标的选择是基于对样本数据的分布和中国国内具体情况而作出的。
1.6 公司是否业绩改善
这是一个不存在精确定义的问题。对于一个公司经营业绩是否改善（对所有样本企业而言）（若是为1，否则为0），我们的定义为∶1 ）净资产收益率由负变正或较大增加，如7%；2）净资产收益率连续递增至10%以上；3）其它较大增加（当年变化不大，次年变化显著）， 但我们在判定时更多地依据实际情况，而非单纯的前述定义。
二、市场股价反应的实证分析
2.1 公告日前后股价变动分析
有关资产剥离的研究发现，卖出企业股东在二日公告期内可获得15—25%的较大的正超常收益（J·弗雷德·威斯通等，1997）。 事件的宣告对于买方收益的影响从统计角度看较小（Alexander、 Benson 、 Kampmeyer,1984; Jam,1985;Linn、Rozeff,1984）。杰拉尔、 布莱克利和奈特（1988）的研究结果表明，在60年代，在公告日前10天至公告日后5天（－10，5）的区间内，要约收购中成功竞价者的超额收益率为4.4%，当区间延长至公告日后20天时，累计的超额收益率为4.95%， 从统计角度看具有高度显著性。成功竞价者的超额收益率在70年代跌至2%左右，80年代变为负的1%左右，但不具有统计显著性。阿斯查斯（988）对NASDAQ中的目标企业的研究结果表明，从公告日前10 天到公告日，目标企业的超额收益率为19.0%，从而公告日前一天到公告日的超额收益率为10.7%，公告日后十天内为2%。
我们相应地考察整个中国证券市场资产重组公告日前后的股价变动情况，因为要细分是否成功竞价者或资产重组类型相对较为困难，故而我们取整体样本检验。
由于分红派息配股等因素的影响，使得跨期收益率的比较存在不可比性；但我们取短期股价变动的收益率加以考虑，可以认为可不对分红派息配股等因素对股价的影响加以调整。
我们取462个有效样本（无论深市沪市，无论1997年1998年）， 并且取三个时间跨度：（-2，0）表示公告日前两天，（0，1 ）表示公告日后一天，（-10，5）表示公告前10天至后5天。 各个时间跨度的平均超额收益率分别为∶0.6840%（平均值差异的Z检验值为1.7231， 用10%置信度，统计上差异显著，下同），（- 0.3540%）（Z检验值：- 8.6915），1.3366%（Z检验值：-2.8973）。与前面的分析一致， 表明在公告前，资产重组被视为利好消息，但消息公布当天大幅消化，从中期来看（-10，5），仍然导致发生资产重组的上市公司跑赢大市。更长期间，（-10，20）的平均超额收益率同样为正（1.6399%）（Z检验值-6.0490）。可见，我们的检验结果与美国60 年代的情形有类似之处，资产重组企业的事后表现随着事后分析期的延长而有所提高。就超额收益率正负频率分布来看，没有太明显的倾向性，在公布后当天或一天后，或者在公告后较长时间，如20天后，多半股票没有跑赢大市；但公告前期，多半股票跑赢大市。这在某种程度上证明了二级市场的炒作对资产重组题材上市公司股价波动的影响。
为了检验发生资产重组的上市公司短期股价波动所造成的超额收益率是否反映了该公司中长期的经营绩效，我们分别取区间（- 2，1），（-10，5）的超额收益率作为被解释变量，而资产，重组上一年和当年的净资产收益率的变化作为解释变量，看二者的相关性何如。结果表明，二者相关性很差，统计上讲，短期股价波动并非长期收益预期的反映。另一方面，我们发现，各统计指标，包括相关系数和t检验系数等， 对时间区间（-10，5）回归的结果都好于对时间区间（-2，1 ）的回归结果。一定程度上表明，中短期股价波动比短期、如公告前后一两天内，股价波动更好的反映或预示了资产重组对经营绩效的潜在有影响。
2.2 与是否是目标公司有关
国外研究发现，一般的目标企业可获得更大的溢价（J ·弗雷德·威斯通等，1998，P231）。杰拉尔、 布莱克利（Brickley ）和奈特（Netter）（1988）对要约收购进行了实证检验，詹森（Jensen）和鲁贝克（1983）对13项并购活动的抽样研究结果进行了类似的总结。布雷德莱，迪塞和基姆（1988）在对要约收购的研究中发现了类似的结果。我们从另外一个角度，直接考察发生资产重组的公司在公告前后的超额收益率情况，看与是否是目标公司相关。
在我们所考察的1997年或1998年涉及资产重组的个案中，如果一个公司是被兼并对象或者被投资控股，或者其股权作为交易对象，则我们把它当作目标公司，改值为1；非目标公司取值为0。
我们一共有462个个案样本，其中上市公司为目标公司的有191个，非目标公司的有271个。在非目标公司中，从公告日前两天到公告日，跑赢大市，即超额收益率为正的有143，占53%。而M.Sirower 和O'Byrne（1998）的研究表明市场对收购方的负面反应与正面反应之比为65∶35，M.Sirower与S.Francis最近对1994—1997年美国大宗并购案例的研究亦得出同样结论。需要指出的是，在我们的样本中，非目标公司并不必然等同于并购公司，但结论仍可作一参考，表明市场对非目标公司的负面反应相对比较温和。
我们进一步考察其在不同短期时间区间的超额收益率。
表1
平均超额收益率时间区间
时间区间
时间区间
(-2,0) (0,1) (-2,1)
所有样本0.006834743
-0.003593255 0.003329194
日标公司A
0.007620438
-0.004751143 0.33311898
非目标公司B 0.006280988
-0.002777179 0.003477352
差值C=A-B0.00133945
-0.001973964-0.000358372
差值的Z检验值
0.412966611-0.57187447-0.074672667
平均超额收益率时间区间
时间区间
(-10,5)(-10,20)
所有样本 0.01336646
0.016399
日标公司A
0.016325447
0.023301
非目标公司B 0.011280975
0.011535
差值C=A-B0.00504473
0.011765
差值的Z检验值0.46469437
0.791317
（-2,1）表示公告日前两个交易日到公告日下一个交易日，其它类似。
数据来源：据深沪两市数据整理计算得到，下同
除却公告日后短期价格回落导致超额收益率急剧下降外，其它时间区间上，我们的结论表明，目标公司的平均超额收益率大于非目标公司的平均超额收益率，尤其在公告前和公告后较长时间，如一周以后。但从Z检验来看，这种差异可能是机会变异的结果。
我们以超额收益率为被解释变量，以是否目标公司为解释变量，分别对各期进行简单回归，尽管相关性较差，但结论与前面基本一致。值得注意的是时间区间越长，相关系数相对越大。相关性较差的原因可能与中国股市消息的过早泄露有关，另外，或许也与我们所取时间区间较短有关。更长的时间区间，如前一个月到后20天，会有助于解决消息泄露的问题。
2.3 与发生时间有关
可以推测，由于不同季度在投资活动，信息披露等方面存在差异（如年报效应），可能对资产重组的股价波动造成不同影响，如证券市场的周末效应。杨朝军等（1997）对上海股市的周末效应进行了分析和研究，发现上海证券市场存在明显的周末效应，周五的收益率最高，而周一的收益率则为负值。重庆国投研发中心（1999）则发现98年年末突击资产重组的现象突出，并认为部分由于现行会计制度使得企业可以以此提升公司业绩。我们拟采用季度分析的方法，看资产重组活动在不同季度收益率是否存在一定的的倾向性。
我们共有461个样本（无论深市沪市，无论1997年或1998年）， 其中第一到第四季度分别为30,41,207,185个样本。大致看来， 第三第四季度发生资产重组的频率大大高于上半年，可能存在一定的时间倾向性。但由于样本筛选导致我们的样本不可能包括所有的并购个案，所以我们无法确定样本点在各个季度的实际频率分布。
我们需要先按季度划分，分别计算出各个季度发生的资产重组的各个股票的平均超额收益率。取两个时间区间，即公告日前2 天到当天收盘（-2,0），公告日当天收盘与次日收盘（0,1）。 各自的超额收益率为：
表2
平均 平均股票收益平均股票收益
率(-2,0)时间率(0,1)时间区
区间内
间内
全年0.005149164 -0.002683697
第一季度
0.23694802
0.006436525
第二季度 0.017450887
0.012675005
第三季度
0.00177325 -0.005020396
第四季度 0.003258789 -0.004882179
平均 (-2,0)平均超额 (0,1)平均超额
收益率(Z检验值)收益率(Z检验值)
全年 0.006849(2.449035)
-0.00359(-1.964347267)
第一季度0.015069(1.452941)
-0.00025(-0.049062899)
第二季度0.012677(1.049623)0.008511(0.947944109)
第三季度
-0.005686(1.189183)
-0.00551(-1.862477456)
第四季度0.005552(1.770325)
-0.00461(-2.065126419)
注：括号内为对应的平均值差异的Z检验值
由上表可见在公告日前两天内，普遍来看，股票价格上涨，认同资产重组公告为利好消息。尤其是上半年，短期股票平均收益率明显高于下半年，呈现明显的季度差异。对公告日后一天内的反应来看，全年范围内，平均呈股价回调态势，尤其是下半年的资产重组，统计上平均为负，而上半年的资产重组，在消息公布后一天，股价仍然平均上扬，呈明显的季度差异，本文作者把这种现象叫作“资产重组股价短期波动季度效应”。
进一步来看，从表2 后两例所示的扣除各个个案同期市场指数变动而得到各股票的超额收益率的平均超额收益率可见，公告前两天内，无论在哪个季度发生并购的公司股票平均跑赢大市，明显地，上半年比下半年有更高的超额收益率，同样呈现季度效应。至于在公告后一天内的收益率变化情况，可以发现，除了第二季度，其它三个季度均未跑赢大市，意味着在公告日后，资产重组题材的公司的股价上涨幅度低于非重组题材公司。一定程度上表明，市场对资产重组消息期望较高，而消化很快。
进一步对季节因素进行回归（对第一，二，三季度分别取X1，X2，X3三个虚拟变量），回归结果亦明确表明：XI和XZ的系数为正（分别为0.004363和队门3125），大于常数项和X3的系数（分别为-0.00089和-0.00461），并有更大的t检验值。结论与前述一致，无论对时间区间（-2,0）还是（0,1）。
三、影响资产重组（绩效）的若干因素分析
3.1 是否与买壳上市有关
我们取1997年发生资产重组的个案共169个，其中买壳上市达29 起，公告日前两天内平均超额收益率为1.19%，比非壳题材公司的1.1407%略高，但差异的Z检验值只有0.0503，统计上差异不显著； 公告日当天平均超额收益率，买壳公司为00816%，而非壳题材公司则为-0,9527%，远低于有壳题材的公司（平均值差异的Z检验值为1.6183， 统计上显著）。这就验证了股市对买壳题材公司股价的反应。1998年的情形基本类似。
我们从所收集的1997／1998年的总样本中，删除掉一些不合适的样本点后共剩363个，其中属于买壳上市的共48个。 买壳上市中业绩改善的比例为52.1%，共25个；非买壳上市样本中，业绩改善比例为15.0%，共47个，相对比较低，说明壳题材公司经营绩效改善程度较大，效果较好。这可能与新的或者优质资产的注入有关，因之提高了资产质量，导致营运效率的提高事实上，许多买壳的公司都是经营状况良好的民营企业，其资产营运效率较高，但由于政策限制而缺乏融资或上市渠道。而许多被买之壳原本业绩就差，或者亏损。
一般而言，人们认为买壳上市有助于活跃市场，优化股市结构，提高上市公司质量，降低市场风险。另外，壳本身作为一种资源，买壳上市有利于壳资源价值最大化，形成优胜劣汰的竞争机制，并且从宏观层面有助于优化我国的产业结构，有助于非国有企业进入资本市场。不过，须注意的是，买壳上市本身风险性很高，据英美1972—1983年的并购案例研究，失败率达61%。
3.2 资产重组行业相关性分析
Lance A.Nail等（1998 ）曾经作过关于行业相关性的检验。 他的260 个样本采自《金融经济多期刊》（Journal of FinancialEconomics），属于股权互换式兼并（stock-swaPmersers）。他的结论是，行业相关性兼并比混合兼并有更大的协同效应，前者普遍明显增加各方利益，而后者甚至减少收购企业的价值。不过，他所采用的估计公司价值变化与增值分布的方法与我们的方法不同。
由于数据取得上的困难，无以取得各个公司副业情况的数据，即使对所谓各个主营业务，亦不能找到各部分收入比例。所以我们实际处理的指标是，是否相关行业，若是取1，否则取0。
1998年总样本266个（一个企业只选一次），剔除99 个无效样本点，实得167个有效样本点其中行业不相关的82个，相关的85个。
表3
平均值 96年净资97年净资98年净资97年净资
产收益率产收益率产收益率
产收益率绝
对增量
和业相关 14.37231
12.05045 8.21776 -2.32186
行业不相关 9.893207
5.296671 8.01061 -4.59654
差异 .479099
6.7537760.207167 2.274661
均值差异的 1.7108982.184830.074203 0.729967
98年净资 97年净资98年净资
平均值
产收益率绝产收益率增 产收益率增
对增量长率长率
和业相关-3.83267
1.338041-3.36451
行业不相关
2.713939
-0.010031.318108
差异
-6.54661
1.348072-4.68262
均值差异的
-1.63863
1.157919-1.30716
由上面表3可见， 行业相关的资产重组的净资产收益率高于非行业相关的净资产收益率。值得注意的是，1998年的差距即资产重组后当年的净资产收益率差距明显缩小（同时检验统计量变得很小）。从1997年到1998年年报显示，行业相关的企业的平均净资产收益率在资产重组当年是负增长，而行业不相关的企业在资产重组后明显增长，无论就绝对值还是相对比例。这是否意味着混合兼并或非相关行业的资产重组在统效上高于同业的资产重组呢？我们进一步看1997年的实证结果。
1997年发生资产重组的可用样本154个，剔除57 个不确定或无效样本点，实得95个样本点，其中不相关39个，相关的有56个；混合并购或非相关行业资产重组比例低于1998年。
表4
平均值 95年净资产 96年净资产 97年净资产
收益率 收益率 收益率
行业相关19.04965 12.0526812.12175
行业不相关 17.37857 10.761467.408044
差异 1.671077 1.2912144.713706
均值差异的 0.730082 0.4227631.798896
Z检验值
平均值 96年净资产收97年净资产收
益率绝对值增量 益率绝对值增量
行业相关 -6.08179 0.069701
行业不相关
-4.87271 -3.35342
差异
-1.14608 3.422492
均值差异的
-0.51449 1.059003
Z检验值
1998年情形有类似之处，即1995—1997年各年，相关行业资产重组的企业的平均净资产收益率高于非相关行业。从上表的检验值可以看出，从资产量组后的统效来看。与1998年的情形相反，相关行业资产重组后的绩效比非相关行业为佳。
综上所述，相关行业的资产重组多发生在经营绩效较好的企业。相关行业发生资产重组的企业普遍净资产收益率偏高。但从资产重组对经营绩效改善的效果来看，与是否属于相关行业没有相关性。我们对统计数据的回归也证明了这一点。参照前面Lance A.Nail等（1998）的分析，我们可以认为，中国证券市场上，资产重组绩效与是否行业相关关系不大，一定程度上表明，中国的资产重组还没有上升到从资本营运的角度进行战略投资的层次，“做”题材的成分还不少。
3.3 企业经营状况分析 更进一步， 我们考察与目标公司是否处于困境有无关系，看否对濒于困境的企业进行重组效果会好一些。
我们一共采集了相关样本总共459个案。 对处于困境的企业进行资产重组的个案有264个，其中有114个（43.2%）是资产重组的目标公司，略高于并非处于困境公司（1995年）作为目标公司（75个）的比例38.5%。这说明，处于困境的企业相对而言更易于被并购，而成为目标公司，这与通常的认识一致。
至于业绩改善方面，对不合格样本进一步筛选后得到345 个样本点，其中处于困境的企业212个，资产重组后业绩改善的共54家，25.5 %；而非处于困境的企业有 133个，业绩改善的比例相对较低，为12个，占9%。这说明整体来讲，资产重组对业绩改善的效果不大。 由此表明资产重组对所涉及上市公司经营业绩改善作用并不大，国内股市并购概念股票的看好有炒作成分。这点与檀向球、提云涛、强立（1999）的研究结论有所差异，他们的研究结论是，在338 家进行过资产重组的上市公司中，有194家业绩明显改善，但这194家中又有64家虽然业绩改善，但资产质量却出现恶化。结论不同可能来自于指标选择和计算上的差异。另外，我们的实证检验结果也与国外的结论不同。国外的研究一般认为，平均而言，资产重组对经营绩效有正面效应（James D.Prrino,RobertS,Harris,1999）。值得注意的是， 国内许多报刊杂志通过比较发生资产重组的公司与没有发生资产重组公司某一年的净资产收益率或每股收益差异来断定资产重组是否有成效的方法是不严密的，甚至错误的。
同时我们发现，对经营处于困境的企业进行资产重组后业绩改善的效果明显高于对经营状况较良好企业进行资产重组的效果。这点与 E.S.HotchkiAs’和风流Mooradian（1997）的研究一致。他们采用了55个美国市场的并购案例，研究表明，并购破产目标公司的企业比并购相应非破产目标公司的企业表现出更好的经营业绩。
进一步我们再考察超额收益率与对是否处于困境企业进行资产重组是否存在相关性。共459个合格样本，其中并非处于困境企业有195个，处于困境企业有264个。结果如下表所示：
表5
平均 平均股票收益率 平均股票收益率
(-2,0)时间区间内(0,1)时间区间内
全部样本(459个) 0.005218
-0.002569
处于困境企业
0.00506722
-0.002777
(264个)A
并非处于困境企业
0.00542213 -0.002288
(195个)B
差异C=A-B -0.00035491 -0.000489
成对平均值-0.07176951 -0.156203
差异Z检验
平均 (-2,0)平均(0,1)平均额
超额收益率 收益率
全部样本(459个)
0.006984
-0.00347
处于困境企业 0.008299
-0.00519
(264个)A
并非处于困境企业 0.005204
-0.00113
(195个)B
差异C=A-B0.003095-0.00405
成对平均值 -0.761492-1.49967
差异Z检验
结果表明，二者相关性较差。但公告日前，对处于困境企业的并购导致更高的平均超额收益率，在公告日后短期内，其收益率下跌幅度也更大。我们的回归检验同样证明了这一点。值得注意的是，前述差异在统计上并不很显著，可能是机会变异。进一步我们发现对处于困境的目标企业来说，其（-2,0）时间区间的超额收益率为0.8294%（平均收益差异Z检验值为1.4841），这点与E.S.Hotchkiss和R.M.Mooradian （199）的结论一致。他们发现在公告日， 对处于困境的目标公司有显著的正的股价收益。
3.4 对资产重组企业财务杠杆比率的考察
美国在1980年前的大多数研究都发现，兼并活动导致杠杆率增加（J·弗雷德·威斯通等，1998）。 施瑞夫斯和巴士列（Shrieves
andPashley,1984）的检验表明，并购导致了财务杠杆的显著增加。韦斯顿和曼辛卡（1971），梅里彻尔和罗希（1974），斯帝文思（1973），基姆，迈克康耐尔和格林伍德（1977），郑光（1982）等的研究也同样证明了杠杆递增理论。我们拟检验中国证券市场资产重组前后资产负债率的变动情况，及是否目标公司对资产负债率变动的影响。
为了考察资产负债率的变动情况， 我们经过筛选得到总样本点为351个，其中目标公司有141个，非目标公司有210个。
1997年，目标公司与非目标公司（无论深市沪市，下同）并购前一年（1996年）年末平均资产负债率分别为47.829%和48.9167 %（平均收益率差异z检验值为-0.3449 ）， 并购后当年平均资产负债率分别为48.2734%和46.6183%（平均收益率差异z检验值为0.5472）， 分别平均增长0.4443%和平均减少2.2984%。由此可见对目标公司1997年资产重组前后资产负债率变化不大，而非目标公司却有所下降。同时发现资产重组前目标公司的资产负债率，平均来看，略低于非目标公司的资产负债率（尽管统计上差异并不显著），一定程度上说明资产负债率越低，越易于被并购，这与市场普遍观念较一致，尽管并不能予以强烈支持。Billett（1996）以及Assem Safieddine和Sheridan Titman（1999）各自独立的研究均证实如果杠杆率较低，被收购的可能性就增大。国内高道德和陈绍胜（1999）亦作出同样的总结。
1998年目标公司与非目标公司并购前一年平均资产负债率分别为46.4267%和49.7976%（成对平均数差异Z检验值为-1.4566），当年年报显示年终平均资产负债率分别为48.7184%和48.9569%（成对平均数差异Z检验值为-0.1011）。总的来看，可以认为前一年目标公司的资产负债率普遍低于非目标公司；而资产重组当年的资产负债率差异在统计上并不明显。不过，同样有意思的是，与1997年的趋势一致，非目标公司在资产重组后平均来看，资产负债率倾向于下降。
从上面的数据我们也可看到，平均而言，并购前目标公司的杠杆比率低于非目标公司的杠杆比率，而国外研究一般表明，收购企业的财务杠杆系数一般高于平均水平，被收购公司的财务杠杆系数通常则低于平均水平。可见，二者具有一致性。
我们将是否是资产重组的目标公司（无论深市沪市， 无论1997 年1998年）作为被解释变量，并购前一年资产负债率作解释变量进行回归，结果表明，尽管相关系数较小，统计指标上不完备，但明显地，二者倾向于成某种程度的负相关关系，表明资产重组前过高的资产负债率会阻碍成为目标公司的可能性。
更进一步为了检验是否资产重组导致重组后资产负债率的显著变动，我们计算了所有样本重组后资产负债率的平均变动率为下降0.2%， 其中目标公司平均变动率为上升1.6497%，非目标公司平均变动率为下降-1.4584%。表明资产重组公司的资产负债率整体倾向于下降， 其中目标公司倾向于略上升。更进一步，以每个合格样本股票资产重组后当年资产负债率的变动率为被回归变量，以是不是是资产重组的目标公司为回归变量进行回归，回归结果（回归变量t-stat为1.60，系数为正，很小，且相关系数不大）表明二者一定程度上存在非显著的相关性。
由此可见，就我们的检验表明，杠杆递增理论在中国证券市场并不成立。
四、结论与建议
我们的结论可以归纳为如下。资产重组在公告前被视为利好消息，但消息公告后迅速大幅消化，并且短期股价波动并非长期收益预期的反映。平均而言，在公告前或公告后较长时期，目标公司比非目标公司的超额收益率略高，但统计上并不存在显著差异。我们发现存在资产重组股价短期波动季度效应。尤其是上半年，短期股票平均收益率明显高于下半年，呈现现明显的季度差异。就绩效而言，与是否属于相关或相似行业资产重组没有相关性，但壳题材公司经营绩效改善程度相对较大，效果相对较好；对经营处于境的企业进行资产重组后业绩改善的效果明显高于对经营状况较良好企业进行资产重组的效果。我们的检验还发现，并购前目标公司的杠杆比率低于非目标公司的杠杆比率，过高的资产负债率会阻碍成为目标公司的可能性。资产重组并未导致杠杆比率的显著提高，杠杆递增理论在中国证券市场并不成立。
我们希望我们的研究能对学术界和通过中国证券市场进地资本营运会有好处。当然中国证券市场的并购行为尚存在许多问题，譬如国有股和法人股不能直接流通，而许多资产重组尚停留在政府行为的层面上，国有股法人股之间的交易较多，市场化程度不够（朱武祥，郭志江， 1999）。 进一步的研究可以对政府主导下的资产重组与完全市场行为的资产重组进行比较分析，并可以考虑界定政府干预的程度，加以参数化。另外，中国证券市场短期行为也比较严重，许多仅是为了配合二级市场炒作或改善公司短期处境等目的而进行资产重组（李明亮，袁国良，杨成工，1999）。建议进一步的研究着眼于资产重组绩效的长期评估方面，以及对资产重组事件进行跟踪分析。信息披露本身也是一个问题，主要是消息的过早泄露及不准确，披露不及时，或欲盖弥彰。这就导致股价过早或过迟的波动或者波动幅度异常。事实上，对研究者而言，也很难跟踪准确的信息泄露时间或股价开始异常的起始点和终结点。其它，诸如法律规范的完善，重实物资产重组轻通过资产重组进行制度创新，中介机构服务需要加强等，也亟待解决。
不过可以相信，随着中国证券市场的不断规范，国企改革的不断深入，资产重组也会变得更加规范，更加符合市场规律，更多的资产重组将着眼于产业调整、战略重组等市场行为。显而易见，资产重组在深化国企改革，提高资产质量，优化资源配置，改善企业经营绩效方面会发挥更大的作用，更重要的是，借助于投资银行的作用，通过吸纳民营企业进入证券市场，通过资产重组可以打破所有制的限制，可以促进不同所有制的交叉融合，可以帮助释放和稀释国有股的过高比重。不过，应当警惕政府主导的资产重组，即使完全市场化的资产重组其风险和失败率都是比较高的。
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