1、中國上市公司并購的短期財寶效應實證研究杜興強 聶志萍（廈門大學會計系，福建 廈門36005）摘要：本文采納事件研究法對19982003年中國上市公司的2128起廣義上的并購交易進行全面的分析。實證研究表明，在-30,30的事件窗內，總樣本并購活動的確會引起顯著的短期財寶效應變動。分類研究發覺，股權收購和股權轉讓類的子樣本、目標公司的子樣本、公用事業類和綜合類的子樣本、規模小于10%的子樣本、現金支付方式的子樣本、國有股比重最大和法人股比重最大的子樣本均在事件期內均取得顯著為正的超常收益，但累計超常收益的大小均不超過3%。關鍵詞：公司并購；財寶效應；事件研究法 Abstract：The pape

2、r adopts event study method to comprehensively analysis 2128 merges and acquisitions of Chinese public listed companies from 1998 to 2003。Our study discovers that all samples exist the change of short wealth effect on the event window of -30,30。When we classify samples，sub-samples of stock-purchase

3、and Stock-transfer，merged companies，public services companies and comprehensive companies，size less than 10% companies，pay-cash companies，maximum stock-owned ratio companies and maximum stock-juristic ratio companies all exist significantly abnormal returns on the event window，but the cumulated abno

4、rmal stock returns(CAR) are less than 3%。Key Words：Merges and Acquisitions(M&A)；wealth effect；Event Study作者簡介：杜興強，廈門大學會計系教授、博士生導師；研究方向：資本市場會計與財務問題。聶志萍，廈門大學會計系博士生。中圖分類號：F276.6 文獻標識碼：A文獻綜述自1993年的“寶延事件”和1994年的“恒通棱光事件”之后，我國上市公司的并購活動日益激增。CSMAR兼并收購數據庫資料顯示，我國上市公司19982004年發生的并購事件分不為104、371、501、649、614、713、8

5、12起，除了2002年比上一年度略有下降外，并購活動總體上呈現穩步增長的態勢。我國資本市場并購活動的日趨頻繁直接阻礙了學者對并購活動的研究。從方法論的脈絡進行審視能夠發覺，我國對并購活動的研究要緊圍繞著事件研究和財務指標研究兩條主線進行，即分不研究股價對并購事件的反應和并購前后企業財務業績變化。對并購活動采取事件研究法，是為了捕捉并購消息的宣告引起的股價反應，而股價的變化直接阻礙著股東財寶的增減，為進一步研究并購活動中各個利益相關者的動機提供準確的研究基礎，還為監管部門如何引導、協調并購活動中的利益分配提供分析的平臺。一、國外研究并購活動是公司操縱權市場的具體運行方式，它能夠從外部對治理者的行

6、為進行監督和約束。Manne(1965)【1】制造性地提出公司操縱權市場(market for corporate control)的概念，并概括出代理投票權競爭(Proxy Contest)、要約收購(Tender Offer)或兼并(Merger)、直接購入股票(Direct Share Purchase)等要緊并購方式。此后的學者便圍繞Manne構建的公司操縱權市場理論展開進一步的理論探討和實證研究。Dodd和Ruback(1977)【2】分析19731976年期間發生的172次要約收購事件，發覺在收購事件前的十二個月里，收購方公司的股東能獲得8.44%11.66%顯著為正的超常收益，而

7、被收購方公司股東獲得的超常收益更是高達則為18.96%20.58%。Dodd(1980)【3】以1971-1977年間71次成功的兼并和80次不成功的兼并事件為研究對象，發覺不管以后兼并是否成功，兼并方案的公布都能給被兼并方的股東帶來超過13%的超常收益率。而兼并方在累計期間-1,0和+1,+40的非正常收益率分不為-1.16%和-0.20%。Asquith(1983) 【4】對19621976年間211家成功被收購的公司和91家未成功被收購的公司進行分析，發覺被收購的公告公布時，成功和未成功被收購的公司的超常收益率分不為6.2%和7.0%。只是他發覺在被收購前480個交易日里所有這些公司都只

8、能實現負的超常收益，這與Dodd和Ruback(1977)的結論并不一致。 Jensen和Ruback(1983) 【5】在總結13篇以往并購文獻的基礎上概括出，成功的并購活動會給目標公司股東帶來約20%30%的超常收益,相比較而言，收購公司股東獲得的超額收益十分微小。Jarrell、Brickley和Netter(1988) 【6】概括了對1962年1985年間的663起成功的收購活動中，目標企業所獲得溢價的平均值在60年代為19%，在70年代為35%，在19801985年間為30%。60年代，他們得到的結果與Jensen和Ruback的相同。成功競價者的超額收益率在70年代跌至2%左右，從

9、統計數字的角度來看跌幅較大。而在80年代，超額收益率變為負的1%左右，但沒有統計顯著性。隨著西方各國政府對并購管制的加強和目標公司熟練采取的防備戰略，收購公司的超常收益在不斷下降甚至為負。這與愈演愈烈的并購活動形成鮮亮對比，構成一個悖論為何在收益下降的情形下仍然有許多公司熱衷于并購活動。Agrawal、Jaffe和Mandelker(1992) 【7】在研究 1955-1987年1164個并購事件后指出，被收購公司并購后一年內的累計超常收益為-1.53%，二年內為-4.94%，三年內為-7.38 %，即并購活動在總體上是不利于被收購公司股東的。同時，有近一半的并購公司股東獲得正的累積超常收益，

10、這部分地解釋了為何并購活動層出不窮。Schwert(1996) 【8】研究了1975-1991年間1814個并購事件后，得出事件窗內目標公司股東的累積超常收益高達35%，而并購公司股東的累計超常收益與0沒有顯著差異。Bruner(2003) 【9】對19732001年間130多篇經典文獻進行匯總分析，得出以下結論：在成熟市場上的并購活動中，目標公司股東收益要遠遠高于收購公司股東收益，超額收益達到10%30%；收購公司的收益并不明確，且有下降為負的趨勢；目標公司與收購公司的綜合收益也不確定，即并購活動對社會福利的凈阻礙并不明朗。二、國內研究鑒于我國資本市場上的并購活動自90年代中后期開始興起，我

11、國學者對上市公司并購活動的研究也要緊是從那時才起步。陳信元、張田余(1999) 【10】 認為中國證券市場差不多達到弱式有效，因此采納事件研究法考察短時刻窗內股價對并購信息的反應。他們以1997年上證交易所的并購活動為樣本，研究發覺在事件窗-10,20天內，并購公司的累積超常收益CAR盡管有上升趨勢，但統計檢驗結果表明CAR并不顯著異于0，講明市場對上市公司的并購活動沒有反應。余光、楊榮(2000) 【11】選擇上證、深證交易所1993-1995年上市公司發生的并購事件，研究發覺目標公司的股東能夠在并購中獲得正的累積超常收益，股東財寶有顯著增長，而并購公司的股東難以在并購活動中獲利，其財寶差不

12、多維持不變。楊朝軍、劉波(2000) 【12】對1998年上證交易所操縱權轉移類的并購事件進行實證研究，發覺所選樣本的28家上市公司在并購事件宣告前40個交易日內，股價存在過度反應，宣告日后，股價出現迅速逆向修正，據此認為可能存在信息泄漏。洪錫熙、沈藝峰(2001) 【13】對申華實業1996年9月6日至1997年1月23日期間發生的8次因二級市場股票被收購而公布的并購公告進行實證研究，發覺作為目標公司的申華實業僅在第一次被收購公告前30日內能夠獲得顯著為正的累計超常收益，在其他事件窗內的股價反應并不一致，我們據此認為，在我國當時的市場條件下，二級市場收購不能給目標公司股東帶來收益，這與西方操

13、縱權市場的主流觀點不符。張文璋、顧慧慧(2002) 【14】選擇19962000年滬深兩市所有上市公司并購事件作為樣本，采納事件研究法和主成分綜合評價法分不檢驗證券市場對上市公司并購事件的反應和上市公司并購前后經營業績的變化，發覺市場對資產置換并購事件的反應最為顯著。李善民等(2002) 【15】對19992000年滬深兩市349起并購事件進行實證研究，發覺并購能給收購公司的股東帶來顯著的財寶增加，而對目標公司股東財寶的阻礙不顯著。此外國有股比重最大和法人股比重最大的收購公司的股東都能獲得顯著的財寶增加，而目標公司股東財寶不受股權結構種類的阻礙。張新(2003) 【16】分不采納事件研究法和會

14、計研究法研究19932002年中國上市公司1216起并購重組事件，實證結果表明目標公司股東的累計平均超常收益為29.05%，而主并公司則為-16.67%。就目前我國短期財寶效應的研究而言，存在以下問題：(1)研究方法不夠嚴謹，如存在事件期和可能期相互重疊、收益率的計算未經選擇、樣本的隨機性未經檢查、僅選擇顯著性最大的事件期進行解釋、事件日的選擇只是準確以及檢驗統計量的選擇沒有考慮樣本的特點等問題。(2)大多數研究樣本量不足，或者時刻跨度較短，緣故在于我國資本市場的進展時刻較短從而數據難以取得，以及數據處理存在困難。(3)分類研究時只關注較為常見的幾種或者所研究的特定類不，因而缺乏研究之間的比照

15、，難以得到一致的結論并提供明確的建議。本文在克服上述缺陷的基礎上，對1998年至2003年間我國發生的并購事件進行系統研究，利用事件研究法考察各類公司股東短期財寶效應的變化。數據來源和樣本選擇一、數據來源本研究所用數據要緊來源于深圳市國泰安信息技術有限公司開發的CSMAR系列研究數據庫系統(2.20版本)上運行的CSMAR交易數據庫、CSMAR財務年報數據庫、CSMAR年/中/季報公告日期數據庫、CSMAR紅利分配數據庫、CSMAR配股增發數據庫、CSMAR兼并收購數據庫。本文從上述數據庫中收集整理出以下數據：(1)19982003年中國上市公司并購活動公告日前180個交易日到公告日后30個交

16、易日的日個股回報率Rit(i表示第i家樣本公司，t表示可能期和事件期內的第t日，即t=-180，-99，30)。本文以CSMAR 系列研究數據庫2.20中提供的考慮現金紅利再投資的日個股回報率作為計算依據。 數據庫中通常提供的回報率是按照一般/算術收益率的計算公式得到的，即R=Pt/Pt-1-1。競爭市場中的資產價格服從對數正態分布，因此對數收益率服從正態分布，它比算術收益率具有更好的統計特征。因而實證研究時一般要將之轉變為按照對數/復利收益率，即R=ln(Pt/Pt-1)。本文研究時均將數據庫中一般收益率數據轉化為復利/對數收益率數據。(2)19982003年中國上市公司并購活動公告日前18

17、0個交易日到公告日后30個交易日的綜合日市場回報率，具體選擇的回報率類型為依照滬深兩市所有A、B股的考慮現金紅利的日個股回報率，用等權平均法求得的市場回報率記為Rmt。(3)為進行樣本篩選，我們從CSMAR年/中/季報公告日期數據庫、CSMAR紅利分配數據庫、CSMAR配股增發數據庫中整理出19982003年各上市公司的年報公布日期、紅利分配決案公告日期和配股講明書發表日期。(4)為進行分類研究，本文還收集了CSMAR兼并收購數據庫中的并購活動并購類型、行業、交易總價、交易支付方式、股權結構、關聯交易性質、同屬管轄性質和CSMAR財務年報數據庫中并購活動年度期初資產等相關數據。 一般并購交易年

18、份采納期初資產數據，是因為在交易雙方確定交易總價以及推斷交易是否重大時，利益各方更關注的應該是調整后的年報數據。但由于CSMAR財務年報數據庫中只提供19971999年期末資產數據，因此19981999年的期初資產數據采納的是19971998年期末資產數據。二、樣本選擇本文研究的并購活動是指廣義上的，與通常所講的重組活動等價，涵蓋CSMAR兼并收購數據庫所有類型的重組活動，即股權收購、資產收購、資產剝離、股權轉讓、置換、債務重組。因此，文中以CSMAR兼并收購數據庫中19982003年發生的并購交易為樣本，按照公告的內容進行分類，滿足以下標準的并購活動作為樣本，不滿足的則剔除。(1)事件日的確

19、定。事件日的準確認定直接阻礙到研究結果和結論，是事件研究法的首要環節。原則上，所研究的事件界定為并購活動的首次公告，相應地，首次公告公布的事件即為事件日。這是因為同一并購事件假如先后有數次公告的，以后公告的信息含量不如首次公告，故不納入樣本。(2)事件日的調整。如遇到周末和假期以致整個市場停市或者由于公司公布并購等重大公告臨時停牌等情形，首次公告日當天無法取得交易數據。對此我們采納順延的方式，將事件日調整為首次公告公布日后發生交易的第一天。具體講來，因整個市場休市導致事件日調整的，事件日順延調整為首次公告公布日后發生交易的第一天；因公司本身停牌或暫停上市等緣故導致事件日調整的，事件日至多只能向

20、后順延調整2天，若仍然取不到數據的，則將該樣本刪除。如此做的目的是防止因公司本身推遲交易的緣故導致無法準確捕捉到事件首次公布對市場的阻礙。(3)事件期與可能期的選擇。本研究選取的事件期是-30，30，可能期是-180，-31。事件期內要求盡量有連續的交易數據。一般來講，連續的交易數據是指整個市場有交易(數據)時，被研究的樣本同期也發生交易，且交易數據可得。然而，如此的界定會導致數據損失近半數，且之后的進一步篩選和分類討論將難以展開，或者可能存在選樣偏誤的問題。因此，我們放寬標準，在-30，-1窗口內間隔的天數之和不得超過10天，且-1，0之間的時刻間隔應當小于2，或者只有因整個市場休市時才能夠

21、大于2。在 0，30窗口內間隔的天數之和也不得超過10天，且0，1之間的時刻間隔應當依照標準(2)進行了調整。關于可能期的要求更為寬松，只要能夠取滿150天的數據即可。如此做的目的是為了盡量準確地捕捉到并購事件的全面阻礙，也是為了排除極端情況樣本對研究結果的干擾。(4)剔除重大事件的阻礙。為減弱其他重大事件對股票價格的阻礙，同一公司在其某次并購公告的事件期內不得發生其他并購活動以及其他可能阻礙股價變動的重大事件(如分紅、配股、送股、公布年報)，否則從樣本中剔除。當前版本中各數據庫共同可選的最長的時刻跨度為1998年1月1日至2003年12月31日，考慮到事件期的長度，假如該時刻內的并購活動全選

22、，則無法進行重大事件的篩選，因此所研究并購活動的時刻區間為1998年4月1日至2003年9月30日。考慮周末時刻，連續考慮周末時刻，連續30天的交易日實際時刻跨度長達42天(305742)，而且整個市場在1、2月份因為春節休市能夠長達16天，再考慮到部分公司的停牌時刻，我們將研究期間前后各縮短了3個月。(5)在以并購總體活動為研究對象時，同一公司同一日發生的多起并購重組事項視為一起事項。在區分并購類型研究時，同一公司同一日發生的多類并購重組事項予以剔除。研究方法一、事件研究法及AR與CAR的計算利用市場模型本文的研究選擇事件研究法進行相關的研究。在并購活動中運用事件研究法考察投資者的短期財寶效

23、應，確實是指通過計算并購活動公告公布前后某段時刻(事件窗)內樣本公司實際收益與公司股票的可能收益之間的差額，來反映并購活動在短期內對投資者財寶的阻礙。通常計算的指標有超常收益(abnormal return, AR)和累計超常收益(accumulated abnormal return, CAR)。Bruner(2003)提出，類似于檢驗資本市場有效性，研究并購活動中投資者是否能夠獲得超常收益的方法，能夠概括為三大類弱式檢驗、半強式檢驗和強式檢驗。但若要做深入的研究，依舊要緊采納半強式檢驗的方法。事件研究法的關鍵在于計算超常收益AR和累計超常收益CAR(本文的研究選擇市場模型進行研究)。超常收

24、益AR的計算如下：AR=R-E(R)其中，計算R時采納的是復利收益率。E(R)的準確度量是計算超常收益AR的關鍵步驟。作為同期應有收益的參考標準，E(R)通常采納市場模型法(風險調整模型中最常用的一種)、均值調整法和市場調整法進行可能。鑒于市場模型的廣泛應用，同時為了與其他研究增強可比性，我們采納市場模型計算E(R)。事件期-30,30內第t日的平均超常收益ARt和T1到T2日之間的累積平均超常收益CART1,T2的計算公式如下：，t=-30,，0，30，i=某樣本公司，N=樣本公司總數 (1) (2)其中，是運用市場模型、利用可能期-180，-31某公司股票連續復利酬勞率和市場指數連續復利酬

25、勞率數據回歸得到的一般最小二乘法回歸系數；是事件期內第t日第i家公司股票的連續復利酬勞率，該指標選取的是CSMAR系列數據庫中考慮現金紅利的日個股回報率，但由于CSMAR系列數據庫中的日個股回報率為百分比酬勞率，需要加以轉換，即=ln(+1)；是事件期內第t日市場指數的連續復利酬勞率，該指標選取的是滬深兩市所有AB股等權平均法下、考慮現金紅利的綜合日市場回報率，由于CSMAR數據庫中的日個股回報率為百分比酬勞率，需要加以轉換，即=ln(+1)。二、統計檢驗標準化橫剖面法和符號檢驗本文對、建立的顯著性檢驗的t統計量采納的是Boehmer，Musumeci和Poulsen(1991) 【17】提到

26、的標準化橫剖面法(standardized- residual cross-sectional method)，其計算公式分不為： (3)(4)其中，和分不為和標準化后的形式，它們是計算標準化橫剖面法下t統計量的基礎其計算公式分不為：(5) (6)在(5)式中，為用可能期r1,r2數據可能事件期第t日殘差時，需要考慮的期外可能調整值，為可能期第i家公司證券殘差的均方根(root of mean square error)，為調整值的一部分結構式 Patell(1976)用C表示調整值的這部分，本文在此沿用，后文提法相同。，T為可能期天數，為市場指數在第i家公司證券事件期第t日的酬勞率，為市場指

27、數在第i家公司證券可能期第r日的酬勞率，為市場指數在第i家公司證券可能期的簡單平均酬勞率。 Patell(1976)用C表示調整值的這部分，本文在此沿用，后文提法相同。統計量和符合自由度為T-2的t分布，它們能夠用來檢驗和是否顯著異于0。而和與和的差異僅在于多了分母，使得數值變大。因此，統計量和同樣能夠用來檢驗和是否顯著異于0。之因此采納統計量和，是因為標準化橫剖面法在理論上需要滿足的假設與其他常用的統計量設計方法相比最少，只要求單個公司證券的異常酬勞率在事件期的橫截面上是相互獨立的 由于各公司并購活動的事件日頗為分散，不太可能存在事件日集中的問題，因此在研究并購活動時那個假設是能夠滿足的。這

28、種方法通過標準化，考慮了期外可能的阻礙，修正了事件期異常酬勞率方差的計算，放松了可能期殘差的方差等于事件期預測誤差的方差的假設。此外，標準化的過程使得單個公司證券異常酬勞率符合標準常態分布，滿足了統計檢驗時要求的各公司證券的異常酬勞率方差在同一事件日相同的假設。Boehmer，Musumeci和Poulsen(1991)【17】實證模擬的結果也表明這種方法的優越性。 由于各公司并購活動的事件日頗為分散，不太可能存在事件日集中的問題，因此在研究并購活動時那個假設是能夠滿足的。本文還進行符號檢驗，作為參數檢驗的補充。符號檢驗z統計量的計算公式如下：；其中，、分不為事件期t日AR0和CAR0的樣本比

29、重。N為事件期t日樣本數。實證結果與分析一、并購事件的總樣本 表1 總樣本可能期各參數的匯總統計量變量均值標準偏差N最小值最大值中位數偏度SiaibiR2DWp_DWCit0.0179-0.00020.96240.42331.98520.00011.01460.00660.00150.26070.20160.21510.10670.0240212821282128212821282128129808 129808212861，即N等于樣本數和事件日的乘積。0.0027-0.01360.02340.00010.9346-0.34321.00670.06250.01082.32700.91382.

30、68480.51541.60070.0167-0.00030.98620.42261.9976-0.00561.00830.94140.6172-0.51320.0075-0.31630.27919.4114表1列出了可能期各參數的要緊統計量。，和R_Squared分不為利用可能期各股收益率和市場指數收益率數據、依照市場模型進行回歸得到的最小二乘回歸參數和回歸式擬和優度判定系數R2。從均值能夠推斷，0，1，表明總體樣本構成的等權組合其系統風險與本文選擇的等權綜合市場指數的系統風險是一致的，選樣過程差不多隨機，且滿足市場模型應用的條件。R2的均值和中位數接近，達到0.42以上；同時，各股收益率和

31、市場指數收益率的相關系數R等于R2的正的平方根，即達到0.65，講明市場模型較好地捕捉了各股收益率和市場指數收益率地關系。一階自回歸系數p_DW趨近于0，杜賓統計量DW趨近于2，講明回歸式的建立不存在顯著的自相關問題，參數可能較為正確。Si和Cit是期外可能時調整AR進行標準化所用到的數值，Cit和以往的研究結果類似，其值接近于1。表2 總樣本AR和CAR的描述性統計量分析變量：AR N 均值 標準偏差 最小值 最大值 129808 0.000084603 0.0184796 -0.4131394 0.1616132 分析變量：CAR N 均值 標準偏差 最小值 最大值 129808 0.00

32、52444 0.1155341 -1.1900146 1.1263614 表2關于AR和CAR的描述性統計結果顯示，兩者的取值范圍較為合理，故沒有進行極值的刪除，而是在后文進行分類討論，以便考察與AR、CAR變化相關的緣故。 從圖1能夠明顯看出，在事件日前12日內，AR就一直大于0，尤其在-4,0日均顯著為正，p0.01；CAR更顯示出一路上揚的趨勢，自-8日起就一直保持顯著為正的情形，且于0日達到最高點1.28。戲劇性的是，隨即1日AR就跌至0以下，且在后續時刻內經常為負，AR只在5、13、24、25日顯著。相對應的，CAR一路下跌，只是下跌的幅度沒有0日往常上升的幅度那么陡峭，但在30日時

33、，CAR的水平仍維持在0.5%附近，且0日后一直顯著。從符號檢驗來看，AR0的樣本比重幾乎一直顯著小于50%，只有在-2、-1、0日AR0的樣本比重才大于50%，但只有0日顯示為正。從-6日起，CAR0的樣本比重一直大于50%，且在大部分時刻(即在-3,-24的事件窗內)都顯著大于50%。CAR的參數檢驗和非參數檢驗的結果顯示，并購事件公布之前，市場差不多作出了明顯的反應，講明消息可能有所泄漏，或者市場可能對并購事件有所預期從而提早反應(由于事件日在數據庫中的定義可能導致市場對并購事件的預期，參見上文)。總樣本在0日附近CAR有顯著上升勢頭，這和張新(2003)的發覺一致，講明并購活動的確會給

34、相關公司股東帶來顯著的財寶效應。 二、不同并購類型的子樣本依照CSMAR系列兼并收購數據庫給出的業務類型，本文將并購類型分為股權收購、資產收購、資產剝離、股權轉讓、置換、債務重組六大類。由于要對之前的并購總樣本按照并購類型進行分類研究，因此假如同一公司在某個事件0日發生的并購活動類型超過一種，就將該類樣本剔出，因而并購類型子樣本的合計數比總樣本偏少。表3 按照并購類型分類的總樣本股權收購資產收購資產剝離股權轉讓置換債務重組合計樣本數43222562454716731998 合計數比總樣本少，這是由于同一公司同一事件日發生不同類型的并購交易時，會將該樣本排除，以便區分各類并購活動的自身的阻礙。以

35、下各表中合計數一般都小于總樣本，一方面是也進行了類似的調整，另一方面是某些分類標準未披露，無法作為有效樣本。比重21.62%11.26%31.23%27.38%8.36%0.15%100%由表3能夠看出，資產剝離的樣本數最多，接近總樣本的三分之一，其次為股權轉讓的樣本數，這兩類都屬于企業的收縮活動。擴張類的活動包括股權收購和資產收購，股權收購的比重幾乎為資產收購的2倍，講明企業擴張的過程以獲得股權為要緊手段。置換類的樣本不到10。債務重組的樣本更少，僅3個，不適合運用事件研究法，因此在下圖分析時沒有包括在內。從圖2能夠看出，不論哪一種并購類型，幾乎都在0日附近達到最高點(資產剝離為次高點，但和

36、最高點相差無幾)。股權收購的活動自-30日起就一直穩步上升，0日后略有下降，但CAR仍維持在1%之上，其-23日后的CAR值均顯著。股權轉讓活動于股權收購活動的分布類似，但變動幅度更大，自-10日起顯著上升，在0日達到最高點后，也在高位震蕩，CAR差不多在1.50%之上，其-6日后的CAR值均顯著。資產剝離活動是所有并購類型中變化最平穩的，在整個事件期內，CAR差不多都在-0.50%,+0.50%內波動，且0日往常差不多為負值，0日之后差不多為正值，CAR值僅在0日、8日、9日、14日等9日達到0.1的顯著性水平。資產收購活動在事件期內幾乎總是減少股東財寶的。在-30,-20內，CAR還略高于

37、0。自-20起，CAR逐步走低，0日后下降得更為迅速，在-30日時接近-2，然而CAR值在整個事件期都不顯著。置換活動是并購類型中變化最具有戲劇性的，CAR自-10起快速上升，趨勢接近股權轉讓活動，但是0日后趕忙急劇下降，最低點和資產收購活動接近，CAR值在-1,6時刻窗內均顯著。總體看來，市場對股權收購活動和股權轉讓活動最為認可，其產生的短期財寶效應具有一定的持續性和顯著性，資產剝離活動盡管得到市場認可，然而變化平穩，產生的短期財寶效應遠低于股權收購活動和股權轉讓活動，且不太顯著。這與李善民等(2002)的研究發覺頗為類似。置換活動引起的財寶效應的變化是所有類型的并購活動中最為劇烈的，這與張

38、文璋和顧慧慧(2002)發覺市場對資產置換并購事件的反應最為顯著的結論相似。置換行為盡管能夠迅速改善企業的經營業績，而且對企業現金流可不能造成太大阻礙，由此導致短期內的追捧，然而精明的投資者對預期改善的經營業績并不看好，因為資產置換本質上只是企業進行財務粉飾的一種手段，因此置換公告公布后，相關上市公司的股價持續且大幅下跌，這表明整個市場對置換行為的不認可。三、收購公司和目標公司的子樣本 國外的實證研究經常將并購活動的企業區分為收購公司和目標公司，本文也采納類似的分類，以考察國內上市公司的收購活動是否也會產生目標公司股東明顯獲得財寶增長的結論。本文收購公司的樣本包括股權收購類和資產收購類，目標公

39、司的樣本包括資產剝離類和股權轉換類。由于置換類型能夠看作擴張活動和收縮活動的結合，加入它的研究結果將會混淆收購公司和目標公司的短期財寶效應，因此排除在該分類之外。表4 按照收購公司和目標公司分類的總樣本收購公司目標公司合計樣本數65711711828比重35.94%64.06%100%從表4能夠看出，上市公司更多地是作為目標公司，幾乎為收購公司樣本數的2倍。值得注意的是，我國并購活動中買賣雙方均為上市公司的專門少。在本文未經篩選的7503個樣本中，僅有107項并購活動買賣雙方均為上市公司，因此我國難以像國外那樣將收購公司和目標公司對短期財寶效應的阻礙進行綜合考慮，研究并購活動對買賣雙方的阻礙之

40、和或凈阻礙，而只能分不加以研究。 從圖4能夠發覺，作為上市公司的收購公司和目標公司都能夠在事件期內獲得顯著的財寶變動，收購公司和目標公司分不自-27日和-6日起CAR值一直顯著。收購公司的CAR自-30日一路上揚，至0日達到最高點1.04%后有逐步迅速下跌，至30日跌至0.2%附近，因并購事件宣告而產生的財寶增長幾乎喪失殆盡。目標公司的CAR在事件窗-30,-7內尚在0以下徘徊，但從-6日起就一路上揚，且在較長的期間0,25內維持在1%以上。研究結果表明，我國上市公司并購活動中目標公司的股東能夠得到較為顯著的財寶增長，收購公司的財寶增長會在事件宣告后逐步消逝殆盡，該結論與余光和楊榮(2000)

41、、張新(2003)以及國外普遍認可的目標公司能夠獲得顯著為正的CAR有些相似，然而CAR的數額遠遠無法達到國外和張新(2003)發覺的2030的水平。此外，其他國內學者如李善民等(2002)則發覺的是相反的結論，收購公司股東在事件期內會獲得顯著為正的CAR，而目標公司股東獲益甚少。這可能是由于選樣的數量、年份以及分類差異有關，需要更多的學者利用更全面準確的數據進行檢驗，以得到一致、確定的結論。四、不同行業的子樣本 表5列出了總樣本的行業分布情況。金融行業取樣極少，僅有10家。工業類樣本的比重達到58.41%，其次是綜合類的樣本，超過20%，商業類的樣本略大于10%，公用事業類和房地產類的樣本更

42、小。如此的樣本分布與國內其他學者所研究的類似，工業類樣本的比重最大，金融業取得的樣本幾乎為0。盡管并購活動的行業集中現象明顯,但這可能并非與并購活動本身直接相關，而是和被抽樣的總體特征有關。截至2004年，我國上市公司共1452家，其中工業類的占到65.70%(954/1452)。由于金融業內取樣過少，不適宜用事件研究法進行分析，故下文的分析將此類樣本排除。表5 按照不同行業分類的總樣本行業金融公用事業房地產綜合工業商業合計樣本數101347244912432202128比重0.47%6.30%3.38%21.10%58.41%10.34%100%從圖4能夠看出，各類行業的樣本在事件宣告的0日

43、或以后數日內達到較高點或最高點。其中公用事業類和綜合類樣本CAR在整個事件日內呈現逐步上升的趨勢，達到1.5%左右，公用事業類CAR在7日以后一直顯著，綜合類CAR在6日以后一直顯著；而工業類和商業類樣本CAR在0日之前有攀升趨勢，在0日后則緩慢下降，原先公司股東獲得的財寶效應逐漸損失甚至消逝殆盡，工業類樣本CAR在-4,24日顯著異于0，商業類樣本CAR在-1,23日顯著異于0；房地產類CAR的波動最為明顯，在事件0日之間的3日內陡然上升，3日后又急劇下跌，30日時竟跌至-2.51%，只是CAR在整個事件日都不顯著，講明股東財寶損失并不明顯。五、不同規模的子樣本表6列出了總樣本并購規模的分布

44、情況。此處的規模是按照以下公式計算：規模交易總價/并購年度期初資產100%其中，交易總價取自CSMAR系列兼并收購數據庫，并購年度期初資產取自各個并購年度資產負債表的年初數。由于CSMAR系列中2000年起才區分年初數和年末數，因此1998年和1999年發生的并購活動，其期初資產的數據分不為1997年和1998年期末資產的數據。從表6能夠看出，規模低于10%的交易超過7成，規模大于等于50%的樣本不到5%此處合計數比總樣本小得多，一方面是因為有些交易的總價沒有披露，另一方面是因為同一公司同一日發生的多筆交易時，我們將其視為一筆交易，并把金額加總。這種做法是考慮到事件日的反應是按日計算，無法區分

45、多筆交易各自的阻礙。參考文獻：此處合計數比總樣本小得多，一方面是因為有些交易的總價沒有披露，另一方面是因為同一公司同一日發生的多筆交易時，我們將其視為一筆交易，并把金額加總。這種做法是考慮到事件日的反應是按日計算，無法區分多筆交易各自的阻礙。參考文獻：1Manne，H.G， Mergers and the Market for Corporate ControlJ，Journal of Political Economy (73).1965.2 Dodd，P. and R. Ruback，Tender Offers and Stockholder ReturnsJ，Journal of Fin

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47、The Scientific EvidenceJ. Journal of Financial Economics 11. ，1983.6Jarrell，G. A.，J. A. Brickley and J. M. Netter， The Market for Corporate Control：The Empirical Evidence Since 1980J，Journal of Economic Perspective 2. 1988.7Agrawal，Jaffrey F. Jaffe and Gershon N. Mandelker，The Post-Merger Performanc

48、e of Acquiring Firms A Re-examination of an AnomalyJ，Journal of Finance，Sep. 1992.8Schwert，G. William，Markup Pricing in Mergers and AcquisitionsJ，Journal of Financial Economics，Jun. 1996.9Brunner，R. F.， Chapter 3：Does M&A Pay？”/sol3/ papers.cfm?abstract_id=306750. 2003.10陳信元、張田余，資產重組的市場反應1997年滬市資產重組

49、實證分析J，經濟研究，1999(9)。 11余光、楊榮，企業并購股價效應的理論分析和實證研究J，當代財經，2000(7)。12楊朝軍、劉波，操縱權轉移公司的股票價格行為研究M，中國資本市場前沿理論研究文集，社會科學文獻出版社,2002。13洪錫熙、沈藝峰，公司收購與目標公司股東收益的實證分析J，金融研究，2001(3)。14張文璋、顧慧慧，我國上市公司并購績效的實證研究J，證券市場導報，2002(9)。15李善民、陳玉罡，上市公司兼并與收購的財寶效應J，經濟研究，2002(11)。16張新，并購重組是否制造價值：中國證券市場的理論與實證研究J，經濟研究，2003(6)。 17 Boehmer

50、E., J. Musumeci and A. Poulsen, Event study methodology under conditions of event-induced variance, Journal of Financial Economics 30, 253-272. 1991表6 按照不同規模分類的總樣本規模10%10%規模50%規模50%合計樣本數1065396491510比重70.53%26.23%3.25%100%圖5顯示，規模小于10%的子樣本波動最緩，10往常CAR幾乎總在0附近波動，之后逐步上升并維持在0.50%1%之間，且自-4日起CAR就一直顯著為正，講明這類公司的股東短期內財寶有所增長。規模大于等于10%且小于50%的子樣本波動最為劇烈，自-15日急劇上升后，在0日達到最高點2.8%，之后就急劇下降，到30日原先產生的財寶效應差不多喪失殆盡，相應的CAR在-5,16日內一直顯著為正。規模大于等于50%的子樣本在-5日顯著上升后，0日達到較高點，并在此水平震蕩了20多天，至25日原先產生的財寶效應幾乎全部消逝。令人不解的是，規模大于等于50%的子樣本其CAR在整個事件期均不顯著，這與通常人們認為的交易規模越大，產生阻礙越大的直覺并不吻合。 六、不同支付方式的子樣本由于國家政策的限制、融資渠道的有限和金