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作者简介：宋建波（1965-），女，辽宁沈阳人，副教授，博士。
摘 要：本文以2002年度沪、深A股市场发生扩张式并购的138家上市公司为样本，2001—2004为时间跨度，采用会计研究法构建多元回归模型研究管理者代理动机对并购绩效的影响。研究发现，样本公司并购绩效在并购当年有所下降，但随后即发生显著改善。研究结果显示，管理者管理能力及国有股比例与并购绩效呈正相关关系，进行跨行业并购将为企业的经营绩效带来负面影响。高管持股比例、管理层薪酬等激励因素对于并购绩效的影响不显著。自由现金流量假设则未能得到实证结果的有力支持，企业在考虑是否并购时，现金流状况并不是主要考虑因素之一。
关键词：代理动机；并购绩效；实证研究
中图分类号：F830.91文献标识码：A
文章编号：1000-176X（2007）02-0067-08
一、研究背景与问题提出
企业并购战略涉及到企业并购的动因、协同效应以及行业选择等方面，这些方面是并购绩效的直接“推动力”和“源泉”。并购中的管理者代理动机是西方学者关注的一个重要问题。国内已有的研究大多是对企业并购后的绩效进行评价，缺乏从不同角度系统研究和揭示并购交易的真实动因以及并购动因对并购绩效的影响。一般而言，公司并购是管理者对个人利益和公司市场价值两者权衡之下采取的战略行为。西方国家的上市公司股权极为分散，管理者代理动机成为推动企业并购的主要治理因素。管理者作为理性的“经济人”，一些类型的并购似乎对其更具吸引力，如管理者可能致力于公司的长期增长，使得他们能够分散个人的人力资本风险或增加工作的安全( Shleifer and Vishny，1989)。[1]当一项投资为管理者带来更大的个人利益时，管理者宁愿牺牲股东的利益进行投资。我国上市公司大多由国有企业改制而来，所有者缺位的问题并未从根本上得到解决，导致上市公司运作中的“内部人控制”及“关键人模式”。在这一制度背景下，管理者代理问题也许更为突出地影响到并购绩效。系统研究管理者代理动机与并购绩效之间的关系，有利于对并购绩效进行探源性分析，具有重要的现实意义。
本文根据研究的需要，结合国内分类的标准和国外的分类习惯，以合并、收购股权和收购资产等三种扩张性并购行为作为本文的研究取样范围，以并购事件中作为收购方的上市公司为研究对象进行研究，试图揭示我国上市公司扩张式并购事件中，管理者的代理动机与收购公司并购后经营绩效之间的关系。
二、研究假设
中国上市公司所处的特殊制度背景使其并购动机及并购行为具有鲜明的中国特色。一方面，中国的企业家尚不成熟、缺乏长远战略考虑，使并购带有很大的盲目性，导致并购失败。另一方面，中国上市公司治理方面的缺陷导致内部人控制普遍，代理问题尤其突出。本文在西方并购理论中与代理问题相关理论的基础上结合中国的实际情况提出如下假说：
1. 根据自大理论提出的假说
Roll(1986)的自大假说认为，管理能力强的管理者由于野心、自大或过分骄傲而在评估并购机会时容易过分乐观，使收购公司在并购中受到损失。Morck (1990)的研究也证实了这一观点，认为差的管理者有更大的动机扩张，以保证公司的生存或发现他们可能擅长的新业务。[2]本文假设由能力强的管理者策动的并购绩效较差，使用并购前一年的托宾Q值(公司的市场价值与资产的重置价值之比值)来衡量公司管理者的管理能力，采用公司总资产的会计值来代替资产的重置价值。
2.自由现金流量假说
由于股东和管理者之间在企业的战略决策方面存在着严重的利益冲突，导致代理成本的利益冲突永远也无法得到完善的解决，而自由现金流量的支出可以在解决管理者和股东间的利益冲突方面发挥重要作用。企业若想有效率和使股价最大化，自由现金流量就必须支付给股东。但现金的返还降低了管理者控制的资源，同时也可能增加将来融资的难度，所以管理者倾向于进行投资，即使这种投资对股东而言是有害的。因此，本文假设并购前现金流量充足的公司所策动的并购绩效较差，并采用现金及其等价物增加对公司总资产标准化之后的指标作为公司现金流量的代理指标。同时，根据企业生命周期理论，处于成长期的企业通常拥有较多的现金流并且通过扩张式并购来达到其快速成长目的，本文设定样本公司成立时间这一控制变量来控制自由现金流量对并购绩效的影响。
3.多元化假说
多元化假说来自于西方并购理论中效率理论。关于管理者损伤股东利益去追求多元化的代理动机在于：管理者可通过多元化组合降低个人收益风险和人力资本(Amihud and Ley，1981)；[3]此外，多元化为管理者提供了更多的机会增加他们自己的势力、声望和薪酬(Jensen and Murphy,1990)，[4]我国上市公司多由国企改制而来，公司管理者的任命制度还带有行政体制的影响，管理者容易盲目扩大公司规模作为经营成果为自己捞取政治资本。本研究假设多元化并购的绩效较差。在实证分析中，将是否多元化处理为虚拟变量，跨行业的并购取值1，而同行业的并购取值为0。行业分类根据行业代码细分至第二位。
4.高管持股假设
根据Jensen and Meckling（1976）的理论，管理者和所有者为同一主体时代理成本将消失，而两者间利益冲突越大，代理成本也就越大。[5]本研究假设高管持股比例越高，并购绩效越好。本文以并购前一年的高层持股数量总和与公司总股本标准化后的指标作为代理变量。
5.国有股比例假设
国有股持股比例较高是我国特有的研究背景，在国内有关公司绩效与股东成份构成之间关系的相关理论研究中，许多学者认为公司国有、法人股比例越高，管理者的代理动机可能越严重。本文假设国有、法人股比例越高或A股流通股比例越低，收购公司并购绩效越差。
6.高管薪酬假设
由于国内缺乏有效监督和缺乏有效率的经理人市场，在内部人控制的治理结构下，经理人会通过各种途径实施利已行为，进行权力扩张。姚先国(2003)发现，虽然收购行为没有给样本公司带来持续的经营绩效，但企业管理层的报酬却具有极强的下跌刚性。并得出结论：通过一次次无效率的购并，经理人的收入不断上升，对企业资源的控制也日益强化。[6]本研究假设高管薪酬与并购绩效成反比，并以高管人均薪酬增长率作为代理变量。
7.控制权假设
根据管理协同理论，拥有高效率管理能力的管理层倾向于进行并购，并且与被并购公司共同分享管理资源上的优势，以获得管理水平上的总体提升。但是，如果进行并购之后，上市公司只是占有对方一定股权而在公司日常运营活动中不具备话语权及决策权，管理协同效应将难以产生，公司管理层希望藉并购以获得管理协同效应，进而使整个企业经营绩效获得提升的目的将无从实现。因此，本文假设上市公司以获取控制权为目的的并购行为将会提高企业的经营绩效。
三、研究样本来源和选择
本文以2001—2004年为研究时间窗口，选择2002年主动发生扩张式并购包括收购股权、收购资产、企业合并。的上市公司作为研究对象，事件样本由笔者从《中国并购报告2003》中整理得到，并按照如下步骤对所得到的数据进行筛选：第一，查看2002年年报，以确认并购交易在当年已经完成，剔除交易当年未能完成及交易未成功的并购事件；第二，并购事件为股权收购的，剔除收购后占目标公司20%（不含20%）以下股权份额的并购事件；并购事件为资产收购的，剔除交易额在1 000万元以下的并购事件资产规模1000万元的选择是一种主观判断，主要是考虑到收购资产必须对公司造成一定的实质性影响（收购的资产规模太小对公司的影响不足）。；第三，剔除在2002年度同时发生了其他类型资产重组行为的上市公司；第四，剔除交易标的为土地使用权等非经营性资产以及交易实质为产品购销的并购事件；第五，剔除未披露收购股份比例的并购事件。由此共得到样本138个。评估样本公司并购绩效的各年度财务指标以及样本公司成立时间、并购前一年的托宾Q值、现金及现金等价物增加值以及并购当年国有股比例等数据来源于天相证券投资分析系统，样本公司高管各年薪酬、高管持股比例的数据来源于CCER治理结构数据库。样本公司并购后是否获得控制权、是否跨行业并购的虚拟变量由笔者根据《中国并购报告2003》以及样本公司2002年年报整理所得。
四、 因变量设定
本文采用上市公司综合财务指标作为模型的因变量，表1为研究构建的绩效评价多指标体系。该指标体系基于三个重要假设：(1)所采用的财务指标体系能够代表企业的经营绩效；(2)企业的并购绩效能够在2年之内体现出来。(3)企业经营绩效的变化主要是由于并购行为造成的。
本文采用主成分分析法对样本公司各年的财务指标进行处理。这种方法可以把多个财务指标综合为一个指标，可以对企业并购情况进行系统性的评价，因为它不是通过主观赋权的方法计算综合评价值的，因此也就避免了人为因素对最终评价值的影响。另外，它考虑了多指标评价过程中存在的指标之间相互存在联系的问题，在数据处理过程中将这种线性的相关关系剔除掉了，因此，其结果也更具有逻辑性。通过对原始数据进行每股收益复权、剔除行业影响因素、控制极端值以及进行标准化处理，最后得到138个样本公司4个年度11个财务指标的数据表。
本文使用SPSS13.0对样本公司预处理后共4个年度的财务数据进行主成分分析。分析结果显示KMO值=0.837，说明变量适合进行主成分分析，并得到5个主成分F1、F2、F3、F4和F5，构建模型如下X1、X2、…、…、X11依次代表样本公司的每股收益、净资产收益率、主营利润率、股东权益比率、流动比率、总资产周转率、存货周转率、应收账款周转率、总资产增长率、主营业务收入增长率、税后利润增长率指标。：
以各主成分的方差贡献率为权数，构建如下模型计算并购绩效综合得分：
并购绩效综合得分=0.22605F1+0.19821F2+0.13603F3+0.14882F4+0.14485F5
按照这个公式，笔者分别计算出样本公司并购前后各年绩效的综合得分情况，经过描述性统计，笔者发现样本公司经营状况在并购当年略有下降，但在并购后一年及并购后两年出现回升。见图1，与2001年相比，样本公司2002年经营绩效下降了16个百分点；2003年经营绩效随即较2002年又上升了62个百分点；2004年又在2003年的基础上增加了近400个百分点。
为进一步考察样本公司经营状况变动情况，笔者将样本公司2001—2004年间绩效综合得分按年份分为6组，各组间数据按照公司代码一一对应。由于总体的分布情况不明，不能获取总体分布的相关参数，笔者选用非参数检验来进行。在进行年度比较时，笔者选用两个相关样本的Wilcoxon法分别对这4个样本进行两两检验，结果如表2所示：
检验结果证明，样本公司并购当年绩效下降，但在并购后一年以及并购后两年，其并购绩效均发生明显改善。
这一结果与以往的研究有所不同，笔者认为主要有以下原因：
首先，笔者所选择的样本为发生收购兼并、股权转让等扩张性并购行为的上市公司，这一类资产重组方式对于企业绩效的增长要好于其他类型的重组方式，也好于上市公司绩效增长的平均水平《资产重组绩效排行2004》，中国金融出版社，P151-152，2004年。[7]
其次，根据冯根福、吴林江（2001）的研究，横向并购的绩效在较长时期内较为稳定且呈上升趋势。[8]在样本统计过程中发现，横向并购占据了总数的几乎70%，这样必然会使样本总体绩效得以改善。
第三，2002年是我国并购市场发展阶段中承上启下的一年，战略并购渐露端倪。2001—2002年间颁布了一系列并购法律、法规，使并购行为更加规范，政府监管力度加大，实质性并购趋势越来越明显。从2002年发生的大额并购交易来看，上市公司大型并购有两大特点：一是力度较大，企业转型较为彻底；二是以行业整合为主，旨在壮大企业规模，提高行业地位。上市公司的并购出现了明显的升级化趋势，通过并购提升企业的竞争力，同时也使资源配置更趋于合理。
五、实证检验结果及分析
1.描述性统计及结论
本文由研究假说得到8个自变量，表3为自变量的描述性统计结果。
从表3中可以看出，发生收购行为的公司高管持股比例普遍偏低，平均不到1‰；国有股比例比重较大，最高达到86.3%，平均达到35.3%的国有持股比例；高管人均薪酬的增长率差距较大，最大达到775.498%，最低达到-66.216%；样本公司平均成立的年限为6.978年；大约有30.7%的样本公司进行了跨行业的并购；大约有76.1%的样本公司在并购之后成为被并购方的控股股东。
为了对本文提出的相关假设进行进一步检验，笔者依据样本公司不同的特征进行分组，考察组与组之间的并购绩效的均值等的差异情况，实证结果列于表4。
从表4中可以看出，并购前管理能力好的样本公司在并购后绩效的平均变动幅度为-0.208，均值检验的t值为2.09，绩效明显好于并购前低管理能力组的样本公司。
并购前现金流量充足的样本公司平均绩效变动率为-0.949，而并购前现金流量相对缺乏的样本公司并购后平均绩效变动率为-0.009，分组检验的结论支持了前文的假设，即并购前现金流充足的公司更倾向于进行投资，投资并不一定以提高企业经营绩效为目标。但是两组样本公司并购后平均绩效变动率没能获得统计上的显著性。因此，只能为自由现金流量假说提供较弱的证据。
从样本公司并购前高管持股比例的检验结果说明高管持股对管理者代理动机起到了一定约束作用。但两组间均值检验t值为0.771，p=0.442，未能通过显著性检验，只能为并购行为给企业绩效带来的变化提供较弱的证据。
在样本企业中跨行业并购占42家，绩效平均变化率为-1.241，而同行业并购的样本公司绩效平均变化率为1.114，两组间的均值检验t值为-2.339，p值为0.031。实证结果证实了前文的假设，在我国目前企业管理水平普遍偏低的情况下，盲目进行跨行业扩张只能带来适得其反的结果，不少实际案例也为此提供了证据。
样本公司国有股比例的实证结果与前文的假设不一致。国有股比例高的一组并购后绩效平均变化率为0.921，国有股比例低的一组并购后绩效平均变化率为-1.97，两组间均值检验t值为-1.794，p值为0.037，国有股比例越高，并购绩效越好。
在并购前后几年中高管薪酬平均增长率较高的样本公司并购后绩效稍好，其绩效平均变化率为0.066，相对的，高管薪酬平均增长率较低的样本公司并购后绩效平均变化率为-1.115，与前文的假说不同，实证结果说明高管薪酬开始与企业绩效相挂钩。但两组间均值检验t值为-0.726，未能通过显著性检验，只能够为并购绩效变化率提供较弱的证据。
样本公司的成立时间（至2001年止）不能够为并购绩效平均变化率提供有效的证据。从统计结果来看，成立时间较长的公司并购后绩效要稍差于成立时间较短的公司，但二者的区别非常不显著。
笔者从表4的统计结果中发现，以获取控制权为目的而进行并购的样本公司在并购后的绩效发生了正向变化。在138个样本公司中，有105家成为被并公司的控股股东，并购后绩效平均变动率为-0.275，好于未获得控制权的样本公司，其绩效平均变化率为-1.317，这可能是因为上市公司通过收购获得被并公司的控制权之后，能够直接掌控被并公司的经营决策权，对其生产管理活动起到实际主导的作用，能够更好将被并公司纳入到上市公司整个经营体系中来进行管理，从而有助于企业经营绩效朝积极的方向发展。但是，两组间均值t检验值为0.833，p值为0.38，未通过显著性检验，因此只能提供较弱的证据。
2.多元回归分析及结论
为了进一步获得关于管理者动机与并购绩效之间的相关关系的可靠结论，笔者采用多元回归分析的方法来进一步研究前文所设定的解释变量与并购绩效之间的内在关系，并建立如下回归模型：
上述模型1中，因变量SCORE_AVER为样本公司2001—2004年各年绩效得分均值SCORE_AVER=（2001年绩效值＋2002年绩效值＋2003年绩效值＋2004年绩效值）/4。，代表并购后经营绩效的总体情况，MANAPAY_AVER为样本公司2001—2004年度高管人均薪酬均值MANAPAY_AVER=（2001年高管人均薪酬＋2002年高管人均薪酬＋2003年高管人均薪酬＋2004年高管人均薪酬）/4。，表示考察期间样本公司高管人均薪酬的总体情况。模型2中，因变量SCORE_YEAR为样本公司2002、2003、2004年各年绩效得分值较前一年的变动率SCORE_2002=（2002年绩效值/2001年绩效值）-1；SCORE_2003=（2003年绩效值/2002年绩效值）-1；SCORE_2004=（2004年绩效值/2003年绩效值）-1。，MANAPAY_YEAR为样本公司高管人均薪酬在考察期间各年度间变动率MANAPAY_2002=（2002年高管人均薪酬/2001年高管人均薪酬）-1，其余各年依此类推。。
实证检验的结果整理如表5所示。从表5中可以看出，回归统计分析的结果与分组检验的结论基本一致，4个回归方程中，进入模型的自变量也基本一致。由实证结果可以看出，自变量对于2002年并购绩效变动率的解释效果最好，Adj.R-square值最高，自变量对2004年并购绩效变动率的解释效果居于最末，可能是因为时间越长，影响公司经营绩效的其他干扰因素变多，导致模型的解释能力变弱。
从表5可以看出，样本公司管理能力变量代理指标——并购前一年托宾Q值通过了显著性检验，变量的系数均为正，与分组检验的情况一致，但是与预想的情况偏差较大。说明企业并购后绩效如何，在很大程度上取决于主并公司的管理能力。能力强的管理者并购后的绩效会更好，而能力差的管理者进行扩张式并购后绩效会变差。
样本公司并购前现金流量的代理指标的系数符号与预想一致。说明并购前拥有充足现金流量的公司容易进行无价值的并购，企业现金流量充足性与并购后绩效存在负相关关系，但这只能够为假说提供很弱的支持证据。
回归模型中，高管持股比例变量系数符号均为正，与预想相一致，但没有通过显著性检验，说明高管持股能够对企业的绩效起到一定的作用，但对绩效的影响力是不显著的。
对于并购多元化假说，回归结果提供了较强的支持证据。说明多元化对收购公司的并购绩效具有明显的影响。
与预想不一致的是，样本公司国有股比例在回归模型中的系数全为正，并且在所有模型中显著。对此可能的解释是，在我国的制度背景下，并购中政府的参与程度以及支持的力度对收购公司具有显著的影响，给收购公司带来正面效应。
管理层薪酬的变量系数均为负数，但均未通过显著性检验。说明管理层薪酬与公司并购绩效虽然正相关，但相关度很低，只能够为假说提供较弱的证据。
表5的结论未能为控制权假说提供有力支持，虽然是否获取控制权的虚拟变量系数为正，符合预想的结果，但变量未进入回归方程。
六、研究结论
本文通过实证研究，检验了管理者动机对并购绩效的影响。研究结果表明，样本公司的经营绩效在并购当年略有下降，但在并购后两年内经营状况总体呈上升趋势，且上升程度较大。与管理者代理动机相联系的并购行为对并购公司的绩效具有显著影响。企业管理层的管理能力对并购绩效产生影响，即并购前管理能力差的管理者完成的并购有更低的收益，而由能力强的管理者主导的并购，其并购后的绩效要好于能力差的管理者所主导的并购。
多元化假设、国有股比例对企业扩张式并购绩效带来影响。进行跨行业并购将为企业的经营绩效带来更大的负面影响，尤其是在我国目前管理者管理水平与西方国家具有一定差距的情况下，更需要谨慎地进行跨行业并购。研究显示，国有股比例与并购绩效呈现正相关关系。这可能是因为在我国特殊的制度背景下，收购公司国有股比例越高，与政府联系的密切程度可能越大，而政府的参与，使得收购公司在收购时成本大大降低，企业并购绩效得到改善。
此外，高管薪酬以及高管持股比例等管理层激励因素对于并购绩效的影响不甚显著。这可能是由于我国上市公司大多由国企改制而来，企业管理者的任命及激励体制具有中国特色，薪酬和股权这种显性激励手段的作用不占主导地位。控制权假说未得到实证结果的有力支持，这可能是因为股权比例只是控制权在形式上的一种体现，要实现对收购公司实质上的控制，还要受到收购方管理能力、被收购方的协作等因素的影响。自由现金流量假说也未能够得到实证结果的有力支持，这可能是因为我国上市公司大多数国有股比例较高，在进行并购时能够获得一定的政府支持，因此企业在考虑是否并购时，现金流状况并不是主要考虑因素之一。
参考文献：
［1］ Shleifer A.and Vishny R.Management entrenchment：the case of manager-specific investments［J］.Journal of Financial Economics，25,1989,123—139.
［2］ Morck，R.，Shleifer，A.，and Vishny，R.W.Do Managerial Objectives Drive Bad Acquisitions?［J］.The Journal of Finance，XLV,1990,31—48.
［3］ Amihud，Y.，and Lev，B.Risk Reduction as a Managerial Motive for Conglomerate Mergers［J］.Bell Journal of Economics,12(Aut.),1981，605—617.
［4］ Jensen，M.C.and Murphy K.J.Performance Pay and Top Management Incentive［J］.Journal of Political Economy，98,1990,225—264.
［5］ Jensen，M.C.and Meckling，W.Theory of the Firm：Managerial Behavior，Agency cost and Ownership Structure［J］.Journal of Financial Economics,3(Oct.)，1976,305—360.
［6］ 姚先国，等.中国上市公司购并动机：治理因素分析［R］.浙江大学研究课题，2003.
［7］ 李善民，等.中国上市公司资产重组长期绩效研究［J］.管理世界，2004.（9）：131—136.
［8］ 冯根福，吴林江.我国上市公司并购绩效的实证研究［J］.经济研究，2001，（1）：54—61.
（责任编辑：杨全山）
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摘 要：本文以2002年度沪、深A股市场发生扩张式并购的138家上市公司为样本，2001—2004为时间跨度，采用会计研究法构建多元回归模型研究管理者代理动机对并购绩效的影响。研究发现，样本公司并购绩效在并购当年有所下降，但随后即发生显著改善。研究结果显示，管理者管理能力及国有股比例与并购绩效呈正相关关系，进行跨行业并购将为企业的经营绩效带来负面影响。高管持股比例、管理层薪酬等激励因素对于并购绩效的影响不显著。自由现金流量假设则未能得到实证结果的有力支持，企业在考虑是否并购时，现金流状况并不是主要考虑因素之一。
关键词：代理动机；并购绩效；实证研究
中图分类号：F830.91文献标识码：A
文章编号：1000-176X（2007）02-0067-08
一、研究背景与问题提出
企业并购战略涉及到企业并购的动因、协同效应以及行业选择等方面，这些方面是并购绩效的直接“推动力”和“源泉”。并购中的管理者代理动机是西方学者关注的一个重要问题。国内已有的研究大多是对企业并购后的绩效进行评价，缺乏从不同角度系统研究和揭示并购交易的真实动因以及并购动因对并购绩效的影响。一般而言，公司并购是管理者对个人利益和公司市场价值两者权衡之下采取的战略行为。西方国家的上市公司股权极为分散，管理者代理动机成为推动企业并购的主要治理因素。管理者作为理性的“经济人”，一些类型的并购似乎对其更具吸引力，如管理者可能致力于公司的长期增长，使得他们能够分散个人的人力资本风险或增加工作的安全( Shleifer and Vishny，1989)。[1]当一项投资为管理者带来更大的个人利益时，管理者宁愿牺牲股东的利益进行投资。我国上市公司大多由国有企业改制而来，所有者缺位的问题并未从根本上得到解决，导致上市公司运作中的“内部人控制”及“关键人模式”。在这一制度背景下，管理者代理问题也许更为突出地影响到并购绩效。系统研究管理者代理动机与并购绩效之间的关系，有利于对并购绩效进行探源性分析，具有重要的现实意义。
本文根据研究的需要，结合国内分类的标准和国外的分类习惯，以合并、收购股权和收购资产等三种扩张性并购行为作为本文的研究取样范围，以并购事件中作为收购方的上市公司为研究对象进行研究，试图揭示我国上市公司扩张式并购事件中，管理者的代理动机与收购公司并购后经营绩效之间的关系。
二、研究假设
中国上市公司所处的特殊制度背景使其并购动机及并购行为具有鲜明的中国特色。一方面，中国的企业家尚不成熟、缺乏长远战略考虑，使并购带有很大的盲目性，导致并购失败。另一方面，中国上市公司治理方面的缺陷导致内部人控制普遍，代理问题尤其突出。本文在西方并购理论中与代理问题相关理论的基础上结合中国的实际情况提出如下假说：
1. 根据自大理论提出的假说
Roll(1986)的自大假说认为，管理能力强的管理者由于野心、自大或过分骄傲而在评估并购机会时容易过分乐观，使收购公司在并购中受到损失。Morck (1990)的研究也证实了这一观点，认为差的管理者有更大的动机扩张，以保证公司的生存或发现他们可能擅长的新业务。[2]本文假设由能力强的管理者策动的并购绩效较差，使用并购前一年的托宾Q值(公司的市场价值与资产的重置价值之比值)来衡量公司管理者的管理能力，采用公司总资产的会计值来代替资产的重置价值。
2.自由现金流量假说
由于股东和管理者之间在企业的战略决策方面存在着严重的利益冲突，导致代理成本的利益冲突永远也无法得到完善的解决，而自由现金流量的支出可以在解决管理者和股东间的利益冲突方面发挥重要作用。企业若想有效率和使股价最大化，自由现金流量就必须支付给股东。但现金的返还降低了管理者控制的资源，同时也可能增加将来融资的难度，所以管理者倾向于进行投资，即使这种投资对股东而言是有害的。因此，本文假设并购前现金流量充足的公司所策动的并购绩效较差，并采用现金及其等价物增加对公司总资产标准化之后的指标作为公司现金流量的代理指标。同时，根据企业生命周期理论，处于成长期的企业通常拥有较多的现金流并且通过扩张式并购来达到其快速成长目的，本文设定样本公司成立时间这一控制变量来控制自由现金流量对并购绩效的影响。
3.多元化假说
多元化假说来自于西方并购理论中效率理论。关于管理者损伤股东利益去追求多元化的代理动机在于：管理者可通过多元化组合降低个人收益风险和人力资本(Amihud and Ley，1981)；[3]此外，多元化为管理者提供了更多的机会增加他们自己的势力、声望和薪酬(Jensen and Murphy,1990)，[4]我国上市公司多由国企改制而来，公司管理者的任命制度还带有行政体制的影响，管理者容易盲目扩大公司规模作为经营成果为自己捞取政治资本。本研究假设多元化并购的绩效较差。在实证分析中，将是否多元化处理为虚拟变量，跨行业的并购取值1，而同行业的并购取值为0。行业分类根据行业代码细分至第二位。
4.高管持股假设
根据Jensen and Meckling（1976）的理论，管理者和所有者为同一主体时代理成本将消失，而两者间利益冲突越大，代理成本也就越大。[5]本研究假设高管持股比例越高，并购绩效越好。本文以并购前一年的高层持股数量总和与公司总股本标准化后的指标作为代理变量。
5.国有股比例假设
国有股持股比例较高是我国特有的研究背景，在国内有关公司绩效与股东成份构成之间关系的相关理论研究中，许多学者认为公司国有、法人股比例越高，管理者的代理动机可能越严重。本文假设国有、法人股比例越高或A股流通股比例越低，收购公司并购绩效越差。
6.高管薪酬假设
由于国内缺乏有效监督和缺乏有效率的经理人市场，在内部人控制的治理结构下，经理人会通过各种途径实施利已行为，进行权力扩张。姚先国(2003)发现，虽然收购行为没有给样本公司带来持续的经营绩效，但企业管理层的报酬却具有极强的下跌刚性。并得出结论：通过一次次无效率的购并，经理人的收入不断上升，对企业资源的控制也日益强化。[6]本研究假设高管薪酬与并购绩效成反比，并以高管人均薪酬增长率作为代理变量。
7.控制权假设
根据管理协同理论，拥有高效率管理能力的管理层倾向于进行并购，并且与被并购公司共同分享管理资源上的优势，以获得管理水平上的总体提升。但是，如果进行并购之后，上市公司只是占有对方一定股权而在公司日常运营活动中不具备话语权及决策权，管理协同效应将难以产生，公司管理层希望藉并购以获得管理协同效应，进而使整个企业经营绩效获得提升的目的将无从实现。因此，本文假设上市公司以获取控制权为目的的并购行为将会提高企业的经营绩效。
三、研究样本来源和选择
本文以2001—2004年为研究时间窗口，选择2002年主动发生扩张式并购包括收购股权、收购资产、企业合并。的上市公司作为研究对象，事件样本由笔者从《中国并购报告2003》中整理得到，并按照如下步骤对所得到的数据进行筛选：第一，查看2002年年报，以确认并购交易在当年已经完成，剔除交易当年未能完成及交易未成功的并购事件；第二，并购事件为股权收购的，剔除收购后占目标公司20%（不含20%）以下股权份额的并购事件；并购事件为资产收购的，剔除交易额在1 000万元以下的并购事件资产规模1000万元的选择是一种主观判断，主要是考虑到收购资产必须对公司造成一定的实质性影响（收购的资产规模太小对公司的影响不足）。；第三，剔除在2002年度同时发生了其他类型资产重组行为的上市公司；第四，剔除交易标的为土地使用权等非经营性资产以及交易实质为产品购销的并购事件；第五，剔除未披露收购股份比例的并购事件。由此共得到样本138个。评估样本公司并购绩效的各年度财务指标以及样本公司成立时间、并购前一年的托宾Q值、现金及现金等价物增加值以及并购当年国有股比例等数据来源于天相证券投资分析系统，样本公司高管各年薪酬、高管持股比例的数据来源于CCER治理结构数据库。样本公司并购后是否获得控制权、是否跨行业并购的虚拟变量由笔者根据《中国并购报告2003》以及样本公司2002年年报整理所得。
四、 因变量设定
本文采用上市公司综合财务指标作为模型的因变量，表1为研究构建的绩效评价多指标体系。该指标体系基于三个重要假设：(1)所采用的财务指标体系能够代表企业的经营绩效；(2)企业的并购绩效能够在2年之内体现出来。(3)企业经营绩效的变化主要是由于并购行为造成的。
本文采用主成分分析法对样本公司各年的财务指标进行处理。这种方法可以把多个财务指标综合为一个指标，可以对企业并购情况进行系统性的评价，因为它不是通过主观赋权的方法计算综合评价值的，因此也就避免了人为因素对最终评价值的影响。另外，它考虑了多指标评价过程中存在的指标之间相互存在联系的问题，在数据处理过程中将这种线性的相关关系剔除掉了，因此，其结果也更具有逻辑性。通过对原始数据进行每股收益复权、剔除行业影响因素、控制极端值以及进行标准化处理，最后得到138个样本公司4个年度11个财务指标的数据表。
本文使用SPSS13.0对样本公司预处理后共4个年度的财务数据进行主成分分析。分析结果显示KMO值=0.837，说明变量适合进行主成分分析，并得到5个主成分F1、F2、F3、F4和F5，构建模型如下X1、X2、…、…、X11依次代表样本公司的每股收益、净资产收益率、主营利润率、股东权益比率、流动比率、总资产周转率、存货周转率、应收账款周转率、总资产增长率、主营业务收入增长率、税后利润增长率指标。：
以各主成分的方差贡献率为权数，构建如下模型计算并购绩效综合得分：
并购绩效综合得分=0.22605F1+0.19821F2+0.13603F3+0.14882F4+0.14485F5
按照这个公式，笔者分别计算出样本公司并购前后各年绩效的综合得分情况，经过描述性统计，笔者发现样本公司经营状况在并购当年略有下降，但在并购后一年及并购后两年出现回升。见图1，与2001年相比，样本公司2002年经营绩效下降了16个百分点；2003年经营绩效随即较2002年又上升了62个百分点；2004年又在2003年的基础上增加了近400个百分点。
为进一步考察样本公司经营状况变动情况，笔者将样本公司2001—2004年间绩效综合得分按年份分为6组，各组间数据按照公司代码一一对应。由于总体的分布情况不明，不能获取总体分布的相关参数，笔者选用非参数检验来进行。在进行年度比较时，笔者选用两个相关样本的Wilcoxon法分别对这4个样本进行两两检验，结果如表2所示：
检验结果证明，样本公司并购当年绩效下降，但在并购后一年以及并购后两年，其并购绩效均发生明显改善。
这一结果与以往的研究有所不同，笔者认为主要有以下原因：
首先，笔者所选择的样本为发生收购兼并、股权转让等扩张性并购行为的上市公司，这一类资产重组方式对于企业绩效的增长要好于其他类型的重组方式，也好于上市公司绩效增长的平均水平《资产重组绩效排行2004》，中国金融出版社，P151-152，2004年。[7]
其次，根据冯根福、吴林江（2001）的研究，横向并购的绩效在较长时期内较为稳定且呈上升趋势。[8]在样本统计过程中发现，横向并购占据了总数的几乎70%，这样必然会使样本总体绩效得以改善。
第三，2002年是我国并购市场发展阶段中承上启下的一年，战略并购渐露端倪。2001—2002年间颁布了一系列并购法律、法规，使并购行为更加规范，政府监管力度加大，实质性并购趋势越来越明显。从2002年发生的大额并购交易来看，上市公司大型并购有两大特点：一是力度较大，企业转型较为彻底；二是以行业整合为主，旨在壮大企业规模，提高行业地位。上市公司的并购出现了明显的升级化趋势，通过并购提升企业的竞争力，同时也使资源配置更趋于合理。
五、实证检验结果及分析
1.描述性统计及结论
本文由研究假说得到8个自变量，表3为自变量的描述性统计结果。
从表3中可以看出，发生收购行为的公司高管持股比例普遍偏低，平均不到1‰；国有股比例比重较大，最高达到86.3%，平均达到35.3%的国有持股比例；高管人均薪酬的增长率差距较大，最大达到775.498%，最低达到-66.216%；样本公司平均成立的年限为6.978年；大约有30.7%的样本公司进行了跨行业的并购；大约有76.1%的样本公司在并购之后成为被并购方的控股股东。
为了对本文提出的相关假设进行进一步检验，笔者依据样本公司不同的特征进行分组，考察组与组之间的并购绩效的均值等的差异情况，实证结果列于表4。
从表4中可以看出，并购前管理能力好的样本公司在并购后绩效的平均变动幅度为-0.208，均值检验的t值为2.09，绩效明显好于并购前低管理能力组的样本公司。
并购前现金流量充足的样本公司平均绩效变动率为-0.949，而并购前现金流量相对缺乏的样本公司并购后平均绩效变动率为-0.009，分组检验的结论支持了前文的假设，即并购前现金流充足的公司更倾向于进行投资，投资并不一定以提高企业经营绩效为目标。但是两组样本公司并购后平均绩效变动率没能获得统计上的显著性。因此，只能为自由现金流量假说提供较弱的证据。
从样本公司并购前高管持股比例的检验结果说明高管持股对管理者代理动机起到了一定约束作用。但两组间均值检验t值为0.771，p=0.442，未能通过显著性检验，只能为并购行为给企业绩效带来的变化提供较弱的证据。
在样本企业中跨行业并购占42家，绩效平均变化率为-1.241，而同行业并购的样本公司绩效平均变化率为1.114，两组间的均值检验t值为-2.339，p值为0.031。实证结果证实了前文的假设，在我国目前企业管理水平普遍偏低的情况下，盲目进行跨行业扩张只能带来适得其反的结果，不少实际案例也为此提供了证据。
样本公司国有股比例的实证结果与前文的假设不一致。国有股比例高的一组并购后绩效平均变化率为0.921，国有股比例低的一组并购后绩效平均变化率为-1.97，两组间均值检验t值为-1.794，p值为0.037，国有股比例越高，并购绩效越好。
在并购前后几年中高管薪酬平均增长率较高的样本公司并购后绩效稍好，其绩效平均变化率为0.066，相对的，高管薪酬平均增长率较低的样本公司并购后绩效平均变化率为-1.115，与前文的假说不同，实证结果说明高管薪酬开始与企业绩效相挂钩。但两组间均值检验t值为-0.726，未能通过显著性检验，只能够为并购绩效变化率提供较弱的证据。
样本公司的成立时间（至2001年止）不能够为并购绩效平均变化率提供有效的证据。从统计结果来看，成立时间较长的公司并购后绩效要稍差于成立时间较短的公司，但二者的区别非常不显著。
笔者从表4的统计结果中发现，以获取控制权为目的而进行并购的样本公司在并购后的绩效发生了正向变化。在138个样本公司中，有105家成为被并公司的控股股东，并购后绩效平均变动率为-0.275，好于未获得控制权的样本公司，其绩效平均变化率为-1.317，这可能是因为上市公司通过收购获得被并公司的控制权之后，能够直接掌控被并公司的经营决策权，对其生产管理活动起到实际主导的作用，能够更好将被并公司纳入到上市公司整个经营体系中来进行管理，从而有助于企业经营绩效朝积极的方向发展。但是，两组间均值t检验值为0.833，p值为0.38，未通过显著性检验，因此只能提供较弱的证据。
2.多元回归分析及结论
为了进一步获得关于管理者动机与并购绩效之间的相关关系的可靠结论，笔者采用多元回归分析的方法来进一步研究前文所设定的解释变量与并购绩效之间的内在关系，并建立如下回归模型：
上述模型1中，因变量SCORE_AVER为样本公司2001—2004年各年绩效得分均值SCORE_AVER=（2001年绩效值＋2002年绩效值＋2003年绩效值＋2004年绩效值）/4。，代表并购后经营绩效的总体情况，MANAPAY_AVER为样本公司2001—2004年度高管人均薪酬均值MANAPAY_AVER=（2001年高管人均薪酬＋2002年高管人均薪酬＋2003年高管人均薪酬＋2004年高管人均薪酬）/4。，表示考察期间样本公司高管人均薪酬的总体情况。模型2中，因变量SCORE_YEAR为样本公司2002、2003、2004年各年绩效得分值较前一年的变动率SCORE_2002=（2002年绩效值/2001年绩效值）-1；SCORE_2003=（2003年绩效值/2002年绩效值）-1；SCORE_2004=（2004年绩效值/2003年绩效值）-1。，MANAPAY_YEAR为样本公司高管人均薪酬在考察期间各年度间变动率MANAPAY_2002=（2002年高管人均薪酬/2001年高管人均薪酬）-1，其余各年依此类推。。
实证检验的结果整理如表5所示。从表5中可以看出，回归统计分析的结果与分组检验的结论基本一致，4个回归方程中，进入模型的自变量也基本一致。由实证结果可以看出，自变量对于2002年并购绩效变动率的解释效果最好，Adj.R-square值最高，自变量对2004年并购绩效变动率的解释效果居于最末，可能是因为时间越长，影响公司经营绩效的其他干扰因素变多，导致模型的解释能力变弱。
从表5可以看出，样本公司管理能力变量代理指标——并购前一年托宾Q值通过了显著性检验，变量的系数均为正，与分组检验的情况一致，但是与预想的情况偏差较大。说明企业并购后绩效如何，在很大程度上取决于主并公司的管理能力。能力强的管理者并购后的绩效会更好，而能力差的管理者进行扩张式并购后绩效会变差。
样本公司并购前现金流量的代理指标的系数符号与预想一致。说明并购前拥有充足现金流量的公司容易进行无价值的并购，企业现金流量充足性与并购后绩效存在负相关关系，但这只能够为假说提供很弱的支持证据。
回归模型中，高管持股比例变量系数符号均为正，与预想相一致，但没有通过显著性检验，说明高管持股能够对企业的绩效起到一定的作用，但对绩效的影响力是不显著的。
对于并购多元化假说，回归结果提供了较强的支持证据。说明多元化对收购公司的并购绩效具有明显的影响。
与预想不一致的是，样本公司国有股比例在回归模型中的系数全为正，并且在所有模型中显著。对此可能的解释是，在我国的制度背景下，并购中政府的参与程度以及支持的力度对收购公司具有显著的影响，给收购公司带来正面效应。
管理层薪酬的变量系数均为负数，但均未通过显著性检验。说明管理层薪酬与公司并购绩效虽然正相关，但相关度很低，只能够为假说提供较弱的证据。
表5的结论未能为控制权假说提供有力支持，虽然是否获取控制权的虚拟变量系数为正，符合预想的结果，但变量未进入回归方程。
六、研究结论
本文通过实证研究，检验了管理者动机对并购绩效的影响。研究结果表明，样本公司的经营绩效在并购当年略有下降，但在并购后两年内经营状况总体呈上升趋势，且上升程度较大。与管理者代理动机相联系的并购行为对并购公司的绩效具有显著影响。企业管理层的管理能力对并购绩效产生影响，即并购前管理能力差的管理者完成的并购有更低的收益，而由能力强的管理者主导的并购，其并购后的绩效要好于能力差的管理者所主导的并购。
多元化假设、国有股比例对企业扩张式并购绩效带来影响。进行跨行业并购将为企业的经营绩效带来更大的负面影响，尤其是在我国目前管理者管理水平与西方国家具有一定差距的情况下，更需要谨慎地进行跨行业并购。研究显示，国有股比例与并购绩效呈现正相关关系。这可能是因为在我国特殊的制度背景下，收购公司国有股比例越高，与政府联系的密切程度可能越大，而政府的参与，使得收购公司在收购时成本大大降低，企业并购绩效得到改善。
此外，高管薪酬以及高管持股比例等管理层激励因素对于并购绩效的影响不甚显著。这可能是由于我国上市公司大多由国企改制而来，企业管理者的任命及激励体制具有中国特色，薪酬和股权这种显性激励手段的作用不占主导地位。控制权假说未得到实证结果的有力支持，这可能是因为股权比例只是控制权在形式上的一种体现，要实现对收购公司实质上的控制，还要受到收购方管理能力、被收购方的协作等因素的影响。自由现金流量假说也未能够得到实证结果的有力支持，这可能是因为我国上市公司大多数国有股比例较高，在进行并购时能够获得一定的政府支持，因此企业在考虑是否并购时，现金流状况并不是主要考虑因素之一。
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［8］ 冯根福，吴林江.我国上市公司并购绩效的实证研究［J］.经济研究，2001，（1）：54—61.
（责任编辑：杨全山）
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