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上市公司并购绩效及其影响因素研究
李善民　曾昭灶　王彩萍　朱滔　陈玉罡3

　　内容提要　本文以 1999～ 2001 年发生兼并收购的 84 家中国A 股上市公司为样本， 以经营现
金流量总资产收益率来衡量和检验上市公司并购后的绩效, 采用多元回归方法分析和检验影响并
购绩效的有关因素.本文的分析结果表明， 上市公司并购当年绩效有较大提高， 随后绩效下降甚至
抵消了之前的绩效提高， 并购没有实质性提高并购公司的经营绩效； 交易溢价、行业相关性、相对规
模、收购比例、第一大股东持股比例等是影响并购绩效的主要因素， 这些因素可以解释并购后主并
公司经营绩效的变化。
关键词　上市公司　并购　绩效　影响因素

　　世界各国每年都发生大量的并购事件， 并购

信息与并购企业的绩效联系起来， 就可以解释并
涉及的企业数量和金额呈不断上升趋势。这说明

购绩效的来源, 企业的决策者也可以据此来制定
并购已成为企业间资源重新配置和企业外部治理

并购策略。
的重要手段.由于制度背景等原因， 中国上市公司

并购重组的数量与金额相对于证券市场的规模而

一　相关研究回顾
言非常大.1993～ 2002 年中国A 股上市公司的并

购重组样本达 1216 个(张新， 2003） ， 其中 1998～

美英学者对兼并收购进行了大量理论和经验
2002 年的兼并收购事件达 1022 起， 2002 年 313

分析， 他们的研究集中在并购企业绩效和股东财
家上市公司进行了 579 起兼并收购.并购重组作

富的变化， 并购绩效与相关因素的关系， 并购策略
为资源配置和外部治理手段的作用自然会直接地

与股东财富最大化等方面.关于股东财富变化的

体现在并购主体企业的绩效上， 并间接反映在股

研究, 美英学者关注并购事件公告日或完成日前

东财富上。中国的证券市场发生了如此之多的并

后一段时期内， 并购企业和目标企业股票的超常

收益.M ande lk e r ( 1974 ）、J en sen 与 R uback
购事件, 作为并购主体的上市公司的绩效是否得

（ 1983）、B rad ley 等（1988） 指出， 企业并购能够为
到提高, 或者说是否为股东创造了价值， 如何衡量

目标企业股东创造财富。但也有研究表明并购并
并检验上市公司并购绩效成为证券市场理论和实

没有为股东创造财富, 甚至带来损失（F rank s e t
践界密切关注的问题。如果并购的绩效得到衡量，

人们自然会问这些绩效的改善是来源于什么因

素， 或者具有什么特征的并购才能提高企业的绩

李善民: 中山大学管理学院　510275 　广州市新港西路
效.实际上, 一项并购交易涉及许多方面， 如收购
135 号中山大学管理学院　电子信箱: m n slsm ＠ zsu. edu。 cn； 曾
公司和目标公司的财务、产业、治理结构等特征，
昭灶： 中山大学管理学院　电话： [phone] 　电子信箱：
m np 00zzz＠ studen t。 zsu. edu。 cn。
交易的支付方式等并购过程的特征.将这些公开

本研究得到国家自然科学基金资助(项目编号 70172022)。

3

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a l。 ， 1988; F rank s e t a l。 ， 1991 ）。A g raw a l 与
购当年公司业绩变化不大， 第二年业绩有所提升，
J affe （2000) 认为兼并后的超常收益为负， 而收购
然后业绩呈逐年下降趋势； 横向并购短期绩效一
后的超常收益为正的情况居多.
般， 但长期绩效稳定上升; 混合并购短期绩效较
国外学者研究并购的绩效, 除了用并购公司
好, 纵向并购的绩效不理想； 并购当年的绩效与第
股票的超常收益来衡量股东的财富变化外， 也用
一大股东持股比例正相关。张绍基和杨胜渊
财务指标来衡量兼并收购后企业的绩效.K e lly
(2001） 考察了中国台湾主并公司的经营现金流量
(1967） 比较 21 对兼并公司与行业和规模相似的
资产报酬率, 发现购并后绩效略有下降。主并公司
对照公司， 发现在并购前后 11 年内， 它们的赢利
规模、支付方式、产业相关度、支付价格、T o b in’ s
能力没有差别。S ingh (1971) 用这种方法， 考察了
Q 效果、自由现金流量对购并后绩效有影响。
英国 1954~ 1960 年涉及并购的公司， 发现收购公
以事件期的股票超常收益来衡量并购绩效的
司在收购后的盈利能力下降。H ea ly 等（1992） 以
前提是证券市场有效， 即股价的变动完全反映企
经营现金流量总资产收益率来衡量并购的绩效，
业的实际价值。中国资本市场与英美国家资本市
研究了 1979~ 1983 年美国工业行业前 50 大并购
场在发展阶段和效率上有很明显的差异。中国股
案例， 认为并购提高了这些公司（相对于行业） 的
市还没达到弱式有效， 流通股股价的波动难以衡
绩效， 并且绩效的提高与股东价值的增加高度相
量非流通股股东财富变化.在用财务指标衡量并
关。L imm ack （2000） 认为以现金流来衡量并购的
购绩效方面， 近年来英美学者倾向于采用经过行
绩效可避免一些会计操纵问题。
业调整的现金流量收益率, 认为这样可以避免盈
在并购方式上, 成功收购的收购方超常收益
余管理（ea rn ing s m anagem en t） 和会计政策变更
为正, 成功兼并的主并方超常收益为负或零
带来的信息失真和不一致的问题.在中国会计信
(J en sen and R uback , 1983； L o ugh ran and V ijh ,
息披露制度不够完善和有关政策(出台） 变动较频
1997） ， 说明并购不能获得协同效应或提高效率。
繁的条件下， 采用经营现金流量总资产收益率来
在支付方式上, 现金支付的收购公司市场回报为
衡量并购绩效更具合理性.配股资格对基于会计
正， 而股权支付的收购公司为负.在行业相关性方
利润的净资产收益率有法定要求, 多个研究表明
面, 并购公司的资产收益率（ROA ） 或市场回报与
上市公司存在利润粉饰行为(蔡祥等， 2003).
产业相关性正相关（K u sew it t， 1985).P a r r ino 与
国内对兼并收购的经验研究较少， 尤其对兼
H a r r is （1999） 发现替换管理层可以提高现金流收
并收购的动因、绩效及其相关因素的分析还不全
益率， 说明兼并能实现监督管理者的功能.
面。近期一些关于并购绩效的研究, 在样本选择的
原红旗和吴星宇(1998） 发现重组的公司当年
标准上不够明确， 采用的指标在构造上具有随意
每股收益、净资产收益率和投资收益占总利润的
性。本文采用经营现金流量总资产收益率来衡量
比例比重组前一年有所上升， 而资产负债率有所
并购公司的绩效, 根据严谨明确的标准选择样本,
下降。陈信元和张田余(1999） 考察了 45 起兼并收
对中国上市公司的绩效及其影响因素做经验分
购的超常收益, 发现兼并收购公告日及之后的累
析.
计超常收益(CA R ） 有上升趋势， 但与 0 没有显著

的差异.袁国良（2001） 指出扩张式重组（相当于本
二　研究假设与变量选择
文的并购） 对经营业绩的影响不明显.张新

(2003） 研究了 1993~ 2002 年 22 宗上市公司吸收
国内的研究（李善民、陈玉罡， 2002; 冯根福、
合并非上市公司的个案, 发现并购后的累计超常
吴林江， 2001） 表明， 并购基本上能够为股东创造
收益、净资产收益率和主业利润率有下降趋势.冯
价值或提高企业的经营绩效。国外的并购动机理
根福和吴林江（2001） 以多个财务指标构造出综合
论指出了并购绩效的多种来源， 理论上认为并购
评价函数, 研究了 1994～ 1998 年的并购， 认为并
能够提高企业绩效。从中国证券市场的实践看， 大

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　　上市公司并购绩效及其影响因素研究

量上市公司进行了并购， 说明并购有其存在的基

理在并购交易时可能由于自大情绪， 对并购前景
础。如果并购决策纯粹是从公司决策者利益角度

过于乐观， 对目标公司过度支付, 从而导致较差的
做出， 而不能提高企业的经营绩效， 股东就会“用

并购绩效.交易价格相对于被并公司股票的市价
脚投票”给决策者施加压力， 况且企业的经营情况

越高， 反映主并公司预期可得并购收益越大。本研
也不允许大量并购事件出现(并购交易要占用资

究不事先假设交易价格高低与并购绩效的关系,
源和管理者精力）。所以本研究假设， 并购可以提

以交易金额与收购股权比例对应的目标公司经评
高企业绩效.至于并购收益的分配， 绩效提高的可

估的净资产价值之比来衡量交易溢价。
维持性, 绩效的大小则另当别论。本文以经营现金

（四） 产业相关性假设
流量总资产收益率来衡量企业并购的绩效.采用

协同效应理论认为,
企业进行相关行业的并
这个指标， 可以减少由于企业实行盈余管理带来

购更容易获得协同效应,
从而并购绩效要好于非
的信息失真， 也可以避免会计制度和企业会计政

相关行业并购。横向并购可以获得规模效应, 纵向
策变更带来的比较基础不一致性的问题。而且从

并购可以节省交易成本。同时， 从事相关并购的企
理论角度看， 企业的价值或股东价值是企业预期

业熟悉对方行业的市场情况、技术和管理技能， 能
净现金流量的折现， 采用这个指标也和公司价值

够减少并购后的整合时间和成本, 降低失败风险,
或者股东价值最大化相一致。

从而提高并购后企业的绩效.由于主并公司对被
（二) 代理成本假设

并公司的行业情况较熟悉, 在支付价格谈判和并
J en sen (1986) 的代理成本理论认为， 由于代

购后绩效提高较有把握， 所以本研究假设产业相
理问题的存在， 经理会在企业内部维持大量自由

关并购的绩效优于不相关并购。
现金流量, 这样可以随时支付贷款本息, 减少经营

（五） 相对规模假设

的压力, 同时减少未来融资的需要, 以尽量避开金

企业并购后， 并购双方的资源必须重新组合,
融市场的监督。企业业绩越差的经理越倾向于这

才能获得并购绩效, 这中间有一个整合过程。在这
样做， 而不把自由现金支付给股东。产业组织理论

个过程中， 除了重新组合生产经营资源外， 还必须
认为， 作为代理人的经理追求的目标可能不是利

调整企业的运作方式和制度， 以及进行企业文化
润最大化， 而是企业规模最大化， 因为经理人的收

的融合等, 这需要花费管理者大量的精力和成本，
入主要取决于企业的规模, 规模的增大还有利于

而且还存在失败的风险。这些整合成本一般与被
经理避免个人工作的风险.在动态或者相对量上，

并公司相对于主并公司的规模成正比.因此本研
经理会表现为追求企业增长最大化.如果企业有

究假设并购绩效与主并公司相对于被并公司的规
较多的自由现金流量, 经理会将其投资于扩大企

模正相关。本研究以主并公司的净资产与被并公
业规模， 从事并购活动而忽视投资项目的收益。因

司的净资产①

此本研究假设， 过去有较多自由现金流量和增长

之比来衡量相对规模。

较快的企业并购的绩效较差。本文用经营活动现

在国外相关研究中有较多的关于以上几个影
金流量近似代表自由现金流量, 以主营业务增长

响并购绩效因素的经验分析。此外国外研究的因
率或总资产增长率来表示企业的增长。

素还包括并购方式(如合并或收购） 和支付方式
(三) 交易价格假设

(如股票支付、现金支付或它们的组合等） ， 但由于
交易价格是主并公司支付给被并公司股东的

在并购方式上中国上市公司的合并较少， 在支付
并购成本， 直接关系到主并公司的支出和并购交

方式上中国支付方式比较单一, 主要以现金支付
易的收益。交易价格越高， 主并公司支付越多， 动

为主, 本文就不做分析.

用的公司资源就越多， 越不利于并购后的绩效提

高。同时, 交易价格也反映了主并公司拥有的私人

①用总资产或主营业务更为合适， 本研究受被并公司数据的
信息和议价能力.R o ll (1986) 的自大假说认为经
可得性限制而选用净资产指标。

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　　表 1
变量说明

变量
有关假设

说明

经营现金流量总资产收益率
并购是否创造价值
并购前 1 年的经营现金流量 总资产
经营活动现金流量
代理成本假设
并购前 1 年， 除以 1 百万， 因变量含有上一年绩效的不选用
主营业务收入增长率
代理成本假设
并购前 1 年， ％

总资产增长率
代理成本假设
并购前 1 年， ％

交易溢价
交易价格假设
交易总价与收购的股权比例对应目标公司经评估的净资产
价值之比

产业相关性
产业相关性假设
虚拟变量, 相关为 1， 不相关为 0
相对规模
相对规模假设
主并公司的净资产与被并公司的净资产之比
市净率
-
前 1
ö

年末股价 每股净资产， 除以 100
收购的比例
—
本次交易主并公司增加持有的被并公司股份的比例
第一大股东持股比例
-
前 1
ö
ö

ö

年第一大股东持股股份总股本
国有股比例
—
国有股 总股本

关联交易
—
虚拟变量， 是为 1， 否为 0
市盈率
-
首次公告前股价 前一年的每股净利润
同一地区
-
主并公司和被并公司属于同一省级地区为 1, 否则为 0

　　除此以外, 并购交易中的一些公开信息， 也可

并公司发生的兼并与收购行为。由于本研究采用
以用于考察并购绩效， 这些信息包括： （1） 股票价

经营现金流量总资产收益率来衡量并购绩效, 而
格.在发达的资本市场， 并购双方交易期间股价的

上市公司披露现金流量表是在 1998 年之后， 所以
超常收益与并购绩效有显著的正相关关系， 反映

只采用了 1999
2001

至 ö 年并购样本。上市公司的
了市场对并购绩效的正确预期.本研究考察了中

兼并收购行为可能是一种资产置换的行为， 但本
国主并公司首次公告前股价除以其净资产的市盈

研究排除了因非上市公司买壳上市后一年实施的
率与并购绩效的关系。由于主并公司的市净率近

资产置换， 这实质上是买壳上市的延续。本研究
似于托宾 Q ， 反映了证券市场对其绩效的评价，

的样本 (来自于深圳市国泰安信息技术有限公司
因此可用于考察主并公司的绩效对并购绩效的影

的数据库《中国上市公司兼并收购数据库》） 根据
响， 这里我们取前一年末的市净率。① （2) 收购目

以下原则选取:
（1） 收购总价占上市公司总资产
标公司的股份比例。如果收购的比例越大， 主并公

4％ 以上；
（2) 收购前上市公司持有被收购公司的
司取得收益的比例越大， 其越有激励提高目标公

股权比例低于 20% , 收购后的持股比例大于等于
司的绩效。（3) 关联交易.在存在关联交易的并购

20％ ， 而且是第一大股东； （3) 该收购交易已经
活动中， 主并公司拥有被并公司的信息越多， 越容

完成； (4) 这些公司在当年或上一年没有发生第
易预期并购带来的收益。(4） 主并公司的第一大股

一大股东变更, 避免所选的并购是买壳上市行
东持股比例、股权性质.主并公司的第一大股东持

为； （5)
同年发生两起或以上的公司， 只取交易
股比例、股权性质对并购绩效也有影响（冯根福、

额大的那一起进入样本.收购公司分别为1999 年
吴林江， 2001; 朱宝宪、王怡凯， 2002）。表 1 列出了

25 家, 2000 年 28 家, 2001 年 31 家。上市公司的
本研究选择的变量及其简单说明和有关假设。

财务和基本资料数据主要来自深圳市国泰安信息

技术有限公司的 C SM A R 财务数据库和交易数
三　并购绩效及其影响因素的经验分析

据库。

(一） 研究样本

① 取前一年末的市净率而不取公告前的市净率的原因， 在
本研究的对象为中国A 股上市公司作为主

于后者已经反映了市场对并购的预期。
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(二） 并购前后的绩效比较 是经营现金流量总资产收益率减去当年所属行业
本研究以经营现金流量总资产收益率来衡量 的平均值( 或中位数) 得到的差值（ 不含样本公
并购公司绩效， 一种是原始的数据， 一种是经年度
司).行业分类根据 1999 年 4 月出台的《上市公司
和行业调整的数据。原始数据直接来自并购公司
行业分类指引》行业代码， 细分到第二位， 共 21 个
的年度经营活动现金流量除以年末的资产总额，
分类行业, 其中 16 个行业在 1999~ 2001 年有上
得到的经营现金流量总资产收益率。经调整数据
市公司发生并购进入样本， 分布见表 2.

表 2

样本行业分布

行业

次数

比例

行业

次数
比例

电子

2

2.
4
批发和零售贸易

14
16.
7

房地产业

3

3.
6
社会服务业

4
4。
8

纺织、服装、皮毛

3

3。
6
石油、化学、塑胶、塑料

6
7。
1

机械、设备、仪表

8

9。
5
食品、饮料

3
3.
6

建筑业

1

1。
2
信息技术业

8
9.
5

交通运输、仓储业

4

4。
8
医药、生物制品

7
8。
3

金属、非金属

5

6。
0
造纸、印刷

2
2.
4

农、林、牧、渔业

4

4.
8
综合类

10
11.
9

总计

84
100。 0

　　表 3 列出了样本公司并购前 2 年至并购后 3
调整数据的均值、中位数， 其中经调整的均值和变
年（最长） 共 6 年的经营现金流量总资产收益率和
动值还以星号表示其与 0
的差异的显著性.
3 个变动值， 提供了样本数据的均值、中位数。经

表 3

绩效比较

年度

均值
中位数

均值（调整）
中位数(调整)
观察值

t-
2

0.
0255
0。
0087

— 0。 0001
— 0. 0048
49

t—
1

0。
0337
0。 0294

0。 0021
— 0。 0081
81

t0

0.
0521
0。
0363

0.
0143
0。
0056
83

t1

0。
0263
0。
0299

- 0。
0147
— 0. 0030
83

t2

0。
0297
0. 0419

— 0。 0074
0。 0030
52

t3

0。
0199
0.
0368

— 0。
3
— 0. 0146
24

ö

0214

t1 —
t—
0.
0197

— 0.
3

81

1

0185

t0 —
t-
1
— 0。 0092

0.
0134

81

( t01 - t-
12 ) 2

- 0。 0023

— 0。 0103
49

　　说明：
3
3
3
3
3
3
代表在显著性水平为
10％、5％ 及 1%。下表同。t0 指并购当年； t— n 指并购前 n 年。

、

、

　　图 1 给出了表 2 数值的散点图。系列 1～ 4 分
均值显示， 在并购前， 公司绩效略微上升, 并购后
别是原始数据的均值、原始数据的中位数、经调整
一年绩效回落到并购前的水平, 在第 3 年已经比
数据的均值和经调整数据的中位数。从 4
条曲线
并购前的绩效差3
, 而中位数数值显示， 并购后绩效
可以明显看出并购公司绩效的主要特征： 并购当 没有下降。经调整的均值和中位数表现出同样的
年的绩效出现较大的提高， 其后有不同程度的回 趋势， 只是后者的幅度较小， 并购后一年的绩效下
落（原始数据中位数第二年再度上升）。原始数据 降还是显著的.数据表明， 上市公司并购能带来当
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年绩效的较大提高, 但是这种提高不具有可维持 出影响并购绩效的并购交易特征， 以检验本研究
性, 绩效下降抵消了之前的提高， 甚至更差， 说明 的有关假设, 根据前述的假设和提出的变量, 用反
上市公司的并购并没有给上市公司带来生产经营能 映并购交易特征的变量作独立变量， 同时用并购
力的实质性提高， 只是从报表上改善了当年绩效。 后的绩效及其并购前后的变动值作为因变量进行

多元回归分析.代表相关影响因素的变量见表 1,

因变量是并购当年、下一年的经营现金流量总资

产收益率C FR （上标 a 表示经过调整的数据） ， 当

年和前一年的差、后一年和前一年的差。本研究的

多元回归分析采用 SP SS11。 5
软件处理， 首先把

表 1 的全部变量作为独立变量， 分别以并购后各

年绩效（经调整） 或其变动值作为因变量进行回

归， 采用使 F 值增大的原则逐步剔除不显著变

量， 再从整体回归 F 检验显著的回归方程中, 选

出经调整的R 2 最大的回归方程, 作为某因变量的

图 1　绩效比较

最终回归方程， 结果列于表 4。在回归分析中, 还

作了多元共线性分析， 最终回归方程独立变量的

(三) 并购绩效的影响因素

V IF （方差膨胀因子) 都远小于 10， 可以认为不存

在多重共线性问题。

是什么因素在影响并购的绩效？
我们希望找

表 4

影响因素的多元回归分析

因变量

a

C F R t0

a

C F R t1

a

a
C F R t0—

C F R t- 1
a
a

C F R t0

C F R t1

C F R t0—
C F R t— 1

C F R t1- C F R t— 1
调整后的R

—
0.
3
—
0.
015

0.
029

0。
027

— 0.

3 3 3
— 0。

3 3
0.
3 3 3

常数

053

158
163
— 0。
074

（—
1.
327） (—
0。
378）
（0。
764)
(1。
095）
(—

2。
651）
(-
2。
563)
（— 3。 072）

行业相关
（1)
—
0。
035
-
0。
032

0。
017

0。
020

-

0.
031
-
0.
035

（-
1.
655） (-
1.
555)
（1。
085)
(1。
266)
（-

1。
205）
(—
1.
291）

—
0。
003
—
0。
002
0.
003
3 3
0。

3 3
—
0。
3
—
0。

3
0。
002

净资产比

003

004

004

(-
1。
337) （—
1.
261)
(1.
979）
(2。
173）
（-

1。
748)
（-
1.
687）
(1.
256）

0。
070

0。
068
—
0。

3
- 0。

3 3
0.

3 3
0.

3 3

收购比例

055
068

141
137

(1.
520)
（1。
469）
（—
1。
648）
（-
2. 016）
（2。
448）
(2。
323）

0。

3 3 3
0。

3 3 3

3

0.

3 3 3
0。
061
3 3 3
0.
019

溢价

035
035

059

（2.
618)
（2.
600）

（3.
496）
（3。
412）
（1。
458）

市盈率（
100)

0.
008
0.
010

-
0。
011

（1。
275）
（1.
630）

（-
1。
072）

主营增长

0。
021
0。
033

（1。
752）
（2。
748）

资产增长

0。

02
0。
028

（1. 159） 7
(1.
576）

第一股东持股比例

0。
103

0.
095

（1.
151）
（1.
111）

国家股比比例

-
0.
072

-

0。
068

(—
1。
290）

（-

1。
180)

ö

3 3

3 3

33
33
33

3 3

3

2。

2.

2.

33
3。
432
3.

3
2。

2。

F

660
523
098

068
307
515

2

0。
074

0。
068

0。
085

0.
128

0.
130

0.
099

052

世界经济3 2004年第9期 ·65·
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　　上市公司并购绩效及其影响因素研究

　　从表 4 的回归结果可以看出， 尽管所有回归 越小的收购比例的并购绩效越好。而越大收购比
方程的整体 F 检验都显著， 但是经调整的 R 2 最 例越有利于并购当年绩效的提高。并购前的主并
高（在因变量为并购当年与前一年的调整绩效的 公司的市盈率也与并购当年的绩效有正相关关
差值) 才达 0。 130， 最低（在因变量为并购后一年 系， 反映市场对并购前景的乐观预期， 这也反映了
与前一年的调整绩效的差值) 的为 0。 052， 可见, 提高公司绩效的并购能够给股东带来超常收益。
单个方程中, 独立变量对因变量的解释力比较差。 反映主并公司增长的并购前一年的主营业务收入
也就是说大体上， 很难同时以本研究选用的变量 增长率和总资产增长率， 都以正的符号进入了回
来解释上市公司并购绩效。由于本研究的回归分 归方程, 而且前者显著, 说明处于扩张的主并公司
析采用了 F 值和经调整R 2 最大化的原则来选取 通过并购扩张提高了绩效, 而不支持偏好于增长
最终的回归方程和进入回归方程的独立变量， 所 的经理通过并购扩张损坏了公司价值的代理成本
以各回归方程的独立变量不完全相同, 而且不能 假说。第一大股东的持股比例在回归中虽然不显
较全面地评价某个因素对并购绩效影响。但从显 著, 但正的符号反映了第一大股东的持股比例越
著的独立变量尤其在多个回归方程中都出现的独 大的公司并购绩效越好。国家股比例在回归中不
立变量来看, 还是可以说明以下几个因素对并购