固定增长贴现率与并购溢价：固定增量并购中利益传递的证据意义研究_投资论文

定增折价率与并购溢价率——定增并购中利益输送的证据显著性研究，本文主要内容关键词为：溢价论文,证据论文,利益论文,折价率论文，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。

      定向增发的秩序融资、改善公司治理以及协同大小股东权益的制度优势已被资本市场所认可(Wruck，1989；Hertzel，2002等)[12][5]。但由于定向增发涉及新老股东的利益格局重置，在我国股权集中度较高、约束机制相对缺失的治理情境下(沈艺峰等，2004)[15]，大股东主观上存在将定向增发作为财富转移工具的机会主义动机(张鸣等，2069)[18]。因此，已有关于定向增发的文献主要集中于通过分析其折价偏好及市场反应等探讨定向增发与利益输送间的内在相关性，如Baek等(2006)[1]、朱红军等(2006)[20]、王志强等(2010)[17]研究均指出，由于缺乏刚性制度保护，定向增发往往异化为大股东掏空上市公司的隐性工具；但也有学者从机构投资者参与、价值投资理念等方面还原并肯定定向增发的价值驱动性(郑琦，2008；廖理等，2009)[19][13]。之所以上述研究未得到一致性结论，关键原因在于未能将“定增募集资金投向”这一核心变量纳入已有模型，从而导致现有研究面临着“单期事件研究”的局限性。为此，王浩等(2011)[16]就指出对定向增发的研究应建立在多期设定情景下，并强调对于利益输送的验证与监管应当重点关注定增后实施的其他交易类型。

      恰好近年来，定增并购①作为定增后的特定投资行为，逐渐成为投资蓝海，受到资本市场的关注，这就为进一步探究其价值属性提供了完美的现实素材和市场环境。与定向增发一样，定增并购的市场反应也呈现出截然不同的“分水岭”：组织战略载体与治理效率调控的功能虽被宣讲，但隐性利益输送的质疑也同样猛烈。如2013年中科英华通过潜在关联方以16.88亿定增收购了9.56亿的目标资产，引发市场的广泛质疑与批判。虽然客观分析，市场上的质疑之声可能是对定向增发的惯性表达，也可能是由个别公司引发的特定批判，但我们不得不反思，定增并购到底是公司提升组织价值的需求驱动结果，还是真的又演变成为特定投资者“开小灶”的不道德交易？根据定增并购所内含的“定向增发+兼并收购”两阶段流程发现，其之所以会受到上述质疑，根源在于交易价格信息表达与传递的不够充分透明，即对定增折价和并购溢价的定价方式及过程披露的不充分；此外，也未能厘清大股东参与对定增并购价格偏离度及其经济后果的内在影响机理。基于此，本文选择2006-2013年定增并购为样本，首先将其分为大股东参与组和大股东未参与组，然后对定增折价率和并购溢价率的经济后果进行实证检验。研究发现：大股东参与行为是评价定增并购价格偏离度是否涉嫌利益输送的重要条件；整体上看，无论大股东参与与否，双价格偏离度并非利益输送的显著证据；其中，高定增折价率已被市场所接受，并能通过降低代理成本、纾解信息不对称困境等方式提升内部资本配置效率；但大股东未参与下的并购溢价率与利益输送显著正相关；进一步分析还发现，定增并购主体关联度是其价格产生偏移的关键诱因，并容易诱发利益输送嫌疑的争议与批判。由此既能验证“定增折价治理假说”，又可以为定增并购的科学决策及有效监管提供针对性的经验支持。

      理论分析与研究假设

      在任何交易行为中，价格变量始终是评价其公允度的核心要素。在定增并购中，存在既可能相互独立又可能相互牵制的二维价格体系，即定增价格和并购价格。其中，定增价格的显著特征就是相较于增发时的市场价格存在较高折价率，由此才引发定增行为是否涉嫌利益输送的激烈辩论。虽然从积极意义上看，定增折价可以被视为流动性受限的额外补偿，国外研究者也分别提出了监督效应假说、信息不对称假说和管理者机会主义行为假说等，从不同角度论证定增折价的合理性。但以上假说并不能有效解释定增后企业长期业绩下降的现实问题，因此，越来越多的文献倾向于将定增折价视为大股东主导下的利益输送手段(Baek等，2006；彭韶兵等，2009)[1][14]。深究上述观点的分歧，关键在于未将定增后的资金投向及风险回报率纳入模型之中，即未能追踪研究定增募集资金在后续投资行为中创造组织价值的具体路径及绩效水平，正如投资机会假说所指，其他股东会因优质的投资机会而愿意接受较高折价，而评价投资机会优劣程度的核心标准便是观察定增资金的投资去向。由此可知，定增折价率的合理性程度与其募集资金的投资质量密切相关，即评价定增折价率是否等价于利益输送还需要进一步追踪定增募集资金的投资去向及其可能回报率。基于此，本文提出假设H1：在其他条件不变的情况下，定增折价率与利益输送程度显著相关。

      至此，定增后的并购价格属性就成为判断定增并购利益输送与否及其程度的关键指代变量。一般而言，并购作为企业资源整合或获取战略性资源的重要渠道(Birkinshaw；1998)[3]，溢价始终是其主流定价模式，这在定增并购市场上亦得到验证：根据作者手工整理数据发现，87.90%的定增并购均为溢价并购，且溢价水平分布于(1.08%，1032%)②。那么，较高的并购溢价是否意味着利益输送的发生？这取决于三个核心要素：并购溢价的生成机理、影响因素及经济后果，尤其是在大股东参与或主导下的并购交易中准确解读上述信息就成为评判其公允性的重要标准。首先，充分挖掘并还原并购溢价的动力机制是界定其是否成为利益输送隐蔽渠道的关键。虽然现有文献从多个角度论证并购溢价的生成机理并进行整合分析，但并未得到一致性结论。如基于控制权理论的市场竞价假说认为并购过程中竞争者的出现会加剧目标企业控制权的争夺程度，从而使并购方必须支付较高的并购溢价才能获取目标公司控制权；基于财务视角的代表性观点认为并购溢价是为获取协同收益而提前发生的预支成本，但Homberg等(2009)[8]通过构建协同效应代理变量的实证研究却发现协同效应无法成为高并购溢价的驱动因素，于是诸多文献便开始将并购溢价视为大股东主导下利益输送的隐性载体。其次，准确定位并购溢价的影响因素是判断其利益输送属性的补充性证据。一般而言，大股东意志以及由此决定的交易双方博弈结果是主要的权变因素；此外，投资者保护程度、管理层持股比例、行业属性、组织间关系等同样会影响并购溢价(Rossi和Volpin，2004；John等，2010；Sokolyk，2011)[9][8][11]。最后，深度测评并购溢价的经济后果是决定其利益输送程度的核心标准，虽然投资机会假说认为，理性决策下的并购溢价与企业价值创造能力显著正相关，但更多的文献支持大股东主导下较高的并购溢价往往与利益输送密不可分的观点，如Sirower(1997)[10]、Hunter和Jagtiani(2003)[7]均认为，较高的支付溢价会因为利益输送而损害并购价值的创造。

      综上可知，虽然学者们从理论层面对并购溢价给予多视角的考察与解释，但依然无法掩盖高并购溢价可能会损害企业价值的客观事实，由此也就无法避免并购溢价逐渐沦为利益输送特定渠道的既定结论。具体到定增并购中发现，关联交易属性的存在客观上加剧了并购溢价涉嫌利益输送的事实概率；但更重要的是，目前我国制度规制体系的片面性与低效率，也从客观上为大股东通过高并购溢价进行利益输送提供了适宜的“土壤”。如从法律监管覆盖面及可操作的技术空间可知，相较于并购交易，定向增发往往受到《上市公司证券发行管理办法》、《上市公司非公开发行股票实施细则》等10余项特定刚性制度的约束与监管，进而形成其利益输送机会和空间的管制性压缩；与之相对应的是，并购过程中目标资产价值评估、支付方式组合、信息披露等技术性标准不同程度的缺失会给利益输送提供更加隐蔽的渠道，即在现行制度环境中，并购溢价在某种程度上往往会被信息披露更充分、更具“眼球效应”的定增折价现象所掩盖，因此可能会使其成为相对更优的利益输送选择。由此可提出假设H2：在其他条件不变的情况下，并购溢价率与利益输送程度显著正相关。

      样本选择与研究设计

      一、样本选择与数据来源

      本文选择中国A股市场2006-2013年发生定增并购的上市公司为样本，在剔除金融类、财务数据和交易数据无法获得或异常以及在事件期内被ST或ST*的公司之后，最终得到281家公司作为观测样本，其中主要数据来自于国泰安数据库、巨潮咨询网以及根据公司年报(含定增、并购公告等)手工整理并补充。在此基础上，为明确大股东参与的影响，将全样本以“大股东是否参与”为标准进一步细分为“大股东参与组”和“大股东未参与组”。其中，按照定增并购两阶段的操作流程，继续将大股东参与组细分为“大股东参与定增并购组”、“大股东参与定增组”和“大股东参与并购组”等(如表1)。通过样本分布可知，在定增并购中大股东的深度参与是其显著特征，这可能意味着定增并购属于大股东推进其特定战略的有效工具，也可能是大股东进行利益输送的隐蔽渠道。因此，分组检验不同组别定增并购的经济后果就成为界定大股东动机的重要方式。

      二、研究变量设计

      首先，对于定增并购经济后果的变量设计，本文一方面采用主流的衡量其市场反应的“累计超额收益率(CAR)”指标进行描述，具体使用标准事件研究法来计算定增并购公告日[-30，30]的CAR③。一般认为，测算期间累计超额收益率越低，表明市场对利益输送的预期就越高。另一方面鉴于定向增发所引入的机构治理等制度优势以及并购交易的战略资源配置功能，本文引入“内部资本配置效率”变量并将其在定增并购前后一年的变动率(ΔICAE)作为另一结果性变量，具体采用现金流敏感系数(CFS)进行测评④，采用该指标可以适度弥补财务指标分析法容易被人为粉饰的弊端。通过采用上述两种长短期因变量互补的结构性设计，以期能够准确还原定增并购的本质价值属性。

      

      其次，对于定增并购双价格偏离度的计量，一方面参考Baek等(2006)[1]、Barclay等(2007)[2]的做法，采用“定向增发公告前20个交易日公司股票均价与定向增发价格之差，再除以股票均价”来计量定增折价率(DPPDR)；另一方面，采用“(并购对价-目标企业评估值)/目标企业评估值”计量并购溢价率(APR)；进而得到定增并购整体价格偏离度(DPD)的计量方式，即“定增并购双价格偏离度=定增折价率+并购溢价率”。

      最后，为控制其他权变因素的介入性影响，设置以下控制变量：(1)并购资金占比(Ratio)：描述定增资金用于并购的比重，计算公式为“并购规模/定增规模”；并购资金占比越大，意味着定增目的性越强，通过定增并购进行利益输送或价值提升的可能性就越大。(2)大股东认购比例(Sub)：Baek(2006)[1]的研究指出，大股东掏空动机在很大程度上体现在其认购比例上，即认购比例越高，其掏空动机可能越强烈，利用定增并购进行利益输送的可能性也就越大；此变量在“大股东未参与组”无法体现。(3)公司治理水平(Gov)：公司治理机制与效率是影响并购决策的重要变量，需在模型中加以控制，本文采用“独立董事占比”进行衡量。(4)资本结构(Capital)：根据自由现金流理论，资本结构是影响企业并购等投融资决策的重要变量，采用资产负债率进行衡量。(5)公司规模(Size)：采用样本公司总资产的自然对数表示。(6)产权性质(State)：国有控股取值为1，民营时取值为0。最后，为消除年度间和行业间差异的影响，在模型中加入年度和行业变量。

      

      三、实证模型构建

      本文采用多元回归模型具体探讨主要变量的影响机理，分别设计实证模型如下：

      

      实证结果与分析

      一、描述性统计结果分析

      根据表2对分样本主要变量的描述性统计结果可知，大股东参与下的定增并购，其定增折价率水平(均值为0.097)和并购溢价率水平(均值为2.584)均显著高于对比组(对应均值分别为0.087和1.265)⑤，该证据表明大股东可能通过定增并购进行利益输送。对此公开市场反应也印证了这种可能性，这从大股东参与组的CAR均值(-0.008)显著低于对比组均值(0.075)便可得知。但若进一步观测面向长期的ΔICAE指标又发现，大股东参与下定增并购交易对内部资本配置效率的提升力度更大(两组均值分别是0.570和0.275)。由此可知，定增并购的价值评判需要结合其短期反应和长期绩效。此外，Ratio的均值分别达到了0.893和0.952，这意味着上市公司定增募集资金具备一定的事前统筹安排及投资规划性，并不一定是纯粹的利益输送载体；且通过全样本的描述性统计结果还发现，ΔICAE均值为0.461，这也间接证明了定增并购的组织价值提升功能。

      二、回归检验与结果分析

      考虑到“大股东参与定增组”和“大股东参与并购组”样本较少，无法进行独立的回归检验，故将其一并计入“大股东参与定增并购组”。本文使用SPSS16.0进行逐项回归分析。定增折价率和并购溢价率的回归结果如表3。

      首先在CAR表现方面，从整体上看，定增并购双价格偏离度与CAR显著正相关；进一步分析发现，无论大股东参与与否，定增折价率均能带来一定积极的宣告效应，与王浩等(2011)[16]的研究结论一致，这表明市场已广泛接受高定增折价的监督效应假说(Wruck，1989)[12]、信息不对称假说(Hertzel等，1993)[4]等观点，并在投资回报及时间周期等方面认可定增并购的长期战略取向，即市场已能客观看待“高折价率虽然直观上可能代表利益侵害行为的发生，但也代表着大股东的积极支持行为”的观点。尤其是近年来，我国资本市场持续不振、投资者信心明显不足等市场因素，也促使定增折价的常态化并被市场所接受。但其对并购溢价率的反应却截然不同，大股东参与因素能够保证市场对高并购溢价率的接受程度，但在对比组二者却呈现出负相关关系，即若无大股东的适度参与，高并购溢价会明显降低CAR，初步验证假设2。为什么会出现这种现象？如果梳理并总结利益输送的常规渠道和经验证据会发现，上市公司经常会沦为其控股股东的掏空工具，那么为何市场对此的反应却是认可大股东的参与行为，并接受较高的并购溢价呢？究其原因，还需还原中国特殊制度背景下的大股东治理角色——虽然现有文献并未对大股东“掏空或支持”上市公司给出明确的一致性证据，但在我国金字塔式股权架构以及负外部性较强的制度环境中，我们不能否认的是大股东在保护上市公司权益、平稳上市公司风险等方面的巨大功能，这就导致市场与投资者在考量上市公司重大经营或财务行为时，大股东参与度就成为一个重要的风向标，这也从新的视角验证了大股东适度参与的“支持之手”功能。

      

      继续补充观察ΔICAE发现，从整体上看，DPD同样能够显著提升ICAE，即现阶段定增并购双价格偏离度并未完全沦为利益输送的特定载体，市场定价机制在某种程度上仍是有效的。具体来说，在两组样本中定增折价率均有助于优化内部资本配置系统和效率，此结论不仅能够验证定向增发在改善公司治理、协调股东权益方面的制度优化功能，同时也从侧面说明了定增折价在流动性补偿等方面的存在合理性，即市场化机制下，高定增折价不代表着利益输送，而是大股东支持效应的表征(王浩等，2011)[16]，由此验证假设1。对于APR而言，回归结果与CAR相一致，即在大股东未参与情况下，并购溢价率会显著降低ICAE。由此可总结，定增并购中的双价格偏离度并非利益输送的显著证据；其中，高定增折价率已被市场所接受，并能切实通过降低代理成本、纾解信息不对称等方式提升公司未来资本配置效率，进而演变成为大股东支持的代理变量；但大股东未参与下的并购溢价率与利益输送显著正相关。在控制变量方面，Ratio在大股东未参与样本里，与CAR和ΔICAE呈正相关关系，再次证明了定增行为的特定战略性，即多数上市公司均对定增募集资金具有明确的投资用途与规划；另外，虽然大股东认股比例(Sub)的市场反应较差，但其却能改进组织内部资本配置效率，与前述所得结论相一致。

      最后，为增强研究结论的稳健性，本文还进行了下列测试：(1)在因变量设置方面：使用定增并购前后一年“公司基本面改善程度(使用ΔROE进行衡量)”作为替代描述ΔICAE的因变量，重新检验发现实证结果未变，由此可证明定增并购在提升组织绩效方面的积极效应。(2)在实证样本方面：进行全样本检验，并将“大股东参与”设为虚拟变量(若大股东参与时取值为1，反之取值为0)，结果发现，该变量与ΔICAE在5%的水平上显著正相关，标准化系数分别为0.387，亦说明大股东参与因素对定增并购的积极效应，其余相关变量回归结论不变。以上结果均表明本研究结论是稳健的。

      三、进一步讨论：定增并购中，交易主体关联度是影响交易价格偏离度的内在因素吗？

      通过对实证样本的分析发现，无论是定增主体还是并购主体，其与上市公司间多样化的组织关联是普遍存在的，而这种“有意或无意”的关联契约安排必将是影响交易价格公允度的关键因素；此外，系统论也指出，系统要素间的内生关联是客观存在的。由此可得一个初步结论：定增并购主体关联性与其价格偏离度之间必然存在某种相关性，且这种相关性秩序决定着定增并购的价值属性。而一般市场交易理论认为，潜在交易主体及其选择是产品议价乃至最终定价的重要条件，价格因素也是决定最终交易主体确定的重要标准。因此，进一步梳理定增并购主体与价格间的逻辑关系就成为理顺其价值影响路径的重要内容。但需强调的是，定增并购中“定向”属性的先天制度化存在决定着交易主体遴选乃至确定的优先性。由此可知，主体关联性是影响其价格偏离度的重要因素，即定增并购主体关联度越高，越有可能通过价格操纵来进行利益输送。这也是为何大股东参与下的定增并购往往涉嫌利益输送的证据之一。据此，构建实证模型：

      

      其中对于定增并购主体关联度的计量，一方面采用“定增主体隶属于企业关联方的数量占比”对定增主体关联度(DPPOC)进行计量，以描述企业利益相关方参与定向增发的密集程度；另一方面采用虚拟变量计量并购主体关联度(MATC)，即“并购目标企业属于关联方时取值为1，目标企业不属于关联方时取值为0”；由此可将定增并购双主体关联度(DSC)界定为“定增主体关联度+并购主体关联度”。回归结果如表4：

      

      从整体上看实证结果验证了上述假设，即定增并购主体关联显著影响其价格偏离；由此可知，对定增并购的监管与评价不应仅仅只关注其中的价格异象，更应该追溯分析其主体界定及暗箱选择问题，构建并明确“全要素”监管模式的侧重点。进一步分析却发现，两组对比样本呈现出完全相反的结论：大股东参与时，价格变量与交易主体均成显著的正相关关系；但对比组中二者却为负相关关系。即在大股东参与情况下，定增并购主体关联度越高，定增折价率和并购溢价率就越高，正是因为这种较高的价格偏离度才诱发了市场对定增并购涉嫌利益输送的诸多批判，但其实大股东参与下较高的双价格偏离度本质上属于对大股东未来收益的折现补偿，即虽然大股东参与会显著影响定增并购议价水平，但这并非是其涉嫌利益输送的绝对证据；而当大股东未参与时，定增并购双主体的关联方性质及组织间亲密程度显著降低了价格偏离度，这不仅证明了交易主体因素在议价机制中的重要影响力，同时也从侧面再一次佐证了定增并购中大股东补偿机制的现实存在。进一步观测控制变量，同样发现：大股东认购比例与双价格呈正相关关系，再次验证Baek等(2006)[1]及前述研究结论。

      研究结论与启示

      定增并购的出现虽然为追溯探讨定向增发的价值驱动性或利益输送性提供了新证据，但定增折价与并购溢价的相关共生不仅在无形中为利益输送提供更加灵活的隐秘通道，同时也可能导致市场评价的错位与失焦。因此，实证检验价格偏离度与利益输送之间的关联性就成为合理界定其本质属性的重要前提。基于此，本文以大股东是否参与为背景，采用2006-2013年交易数据对其经济后果进行实证检验。研究发现：大股东参与行为是评价定增并购价格偏离度是否涉嫌利益输送的重要前提条件，因此对定增并购中价格异象的关注与评价不应脱离其控股股东的参与背景(如动机挖掘、认购比例等)。在其价格属性方面，双价格偏离度并非利益输送的显著证据；其中，普遍存在的定增折价率已被市场所接受，并能切实通过降低代理成本、纾解信息不对称困境等方式提升公司内部资本配置效率，由此验证了“定增折价治理假说”；但大股东未参与下的并购溢价率与利益输送显著正相关。最后，通过对定增并购双因素的进一步检验发现，定增并购主体关联是其价格产生偏移的关键诱因，因此对定增并购行为的监管与评价不应仅仅只关注其中的价格异象，更应该追溯分析其主体界定及暗箱选择问题，构建并明确“全要素”监管模式的侧重点。

      此外，本文对相关政策的优化及上市公司定增并购实践还具有重要的启示意义：一方面对于宏观规制而言，监管机构应重新厘清定增行为的价值影响规律，在规范定向增发市场化定价机制的基础上，关注更加本源的主体选择问题(特别是对大股东的支持效应要给予一定的外部肯定)以及更为重要的定增后投资行为及其内含报酬率，以在政策导向上进一步体现定向增发的价值驱动属性并促使企业提升资金利用效率；此外，还需在信息披露方面进行针对性完善，引导企业尽可能详尽地披露定增并购中的决策细节，以应对市场上的短期非理性反应并缓冲股价的异常波动。另一方面在微观层面，定向增发作为重要的融资渠道，企业不仅应从战略高度合理安排其结构设计，包括积极吸引大股东的适度参与、融资成本的理性判断、投资项目的审慎选择等，更要对定增资金的协同配置及投资风险等进行前瞻性预设，构建战略导向下的融投资管控机制。最后特别指出的是，价格因素可能仅是定增并购的显著特征之一，建立在定增并购之后的资产、负债等要素的秩序整合也是评判其是否涉嫌利益输送的证据链条。因此，后续研究包括：通过典型案例进一步追踪定增并购后整合与治理机制的构建，以补充验证其内部资本配置效率的提升路径；引入政府干预、媒体反应、机构投资者行为等外部变量，继续丰富或充实本研究结论。

      ①定增并购特指上市公司用定增募集资金收购股权、资产等交易，区别于财务重组、整体上市等；且在定增并购中，募集资金的并购取向是前置且明确的(披露于定增公告)。因此，定增并购是否涉嫌大股东控制下的利益输送，抑或是基于公司价值提升而做出的长期战略决策，需要在此特定交易模式下重新论证，这也正是本研究价值所在。此外通过作者对定增并购样本的全面梳理亦发现，现阶段我国定增并购大多以“股权收购”为主，占到90%以上，这也为我们研究定增并购的本质属性提供了真实的交易环境。

      ②由于不同公司相关信息披露的差异性，本文对定增并购溢价率的计算采用两个口径：账面价值溢价率和评估价值溢价率。在281家样本公司中，247家(87.90%)属于溢价并购。其中，在177家大股东参与组中，仅有10家属于折价并购；而在大股东未参与的104家上市公司中，11家属于折价并购，13家属于平价并购。由此可知，大股东参与下溢价并购比重更大，故容易引发利益输送的争议。

      ③在行为金融学中，CAR常被选来衡量投资者收益率。对CAR的计算，本文首先将公司股价和大市指数转化成每天收益率，然后据此计算超额收益率(AR=每天股票收益率-每天指数收益率)，最后选择定增并购实施前后[-30，30]这一区间计算其股票收盘价的涨幅，由此得到CAR。

      ④现有研究对内部资本配置效率的测度方法，主要有投资Q敏感性法和现金流敏感法。本文在综合比较中国资本市场情景下两种测度模型的优劣势并结合已有文献，选择现金流敏感系数作为内部资本配置效率的测度模型，原因有二：分部现金流数据可以从上市公司分部报告中获取，由息税前利润加上折旧和摊销得出，这种算法已在国内外研究中普遍使用，具有可行性；二是托宾Q值受市场影响较大，且影响因素和机理也较为复杂，在新兴市场国家以托宾Q值作为投资机会的替代变量可能并不恰当。另外，由于本文采用定增并购前后一年的ICAE变动值作为因变量，因此在对该变量进行检验时，需剔除数据暂不可得的2013年样本，故下文中在两组对比样本数量分别降至143家和61家。

      ⑤章卫东(2008)的研究结果曾显示，定增折价率高低与股东身份有关，向控股股东及其关联投资者定向增发的折扣率要高于非关联投资方。与本文描述性统计结果相一致。

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