中国上市公司并购的短期财富效应探究

1、中国上市公司并购的短期财宝效应实证研究杜兴强 聂志萍（厦门大学会计系，福建 厦门36005）摘要：本文采纳事件研究法对19982003年中国上市公司的2128起广义上的并购交易进行全面的分析。实证研究表明，在-30,30的事件窗内，总样本并购活动的确会引起显著的短期财宝效应变动。分类研究发觉，股权收购和股权转让类的子样本、目标公司的子样本、公用事业类和综合类的子样本、规模小于10%的子样本、现金支付方式的子样本、国有股比重最大和法人股比重最大的子样本均在事件期内均取得显著为正的超常收益，但累计超常收益的大小均不超过3%。关键词：公司并购；财宝效应；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作者简介：杜兴强，厦门大学会计系教授、博士生导师；研究方向：资本市场会计与财务问题。聂志萍，厦门大学会计系博士生。中图分类号：F276.6 文献标识码：A文献综述自1993年的“宝延事件”和1994年的“恒通棱光事件”之后，我国上市公司的并购活动日益激增。CSMAR兼并收购数据库资料显示，我国上市公司19982004年发生的并购事件分不为104、371、501、649、614、713、8

5、12起，除了2002年比上一年度略有下降外，并购活动总体上呈现稳步增长的态势。我国资本市场并购活动的日趋频繁直接阻碍了学者对并购活动的研究。从方法论的脉络进行审视能够发觉，我国对并购活动的研究要紧围绕着事件研究和财务指标研究两条主线进行，即分不研究股价对并购事件的反应和并购前后企业财务业绩变化。对并购活动采取事件研究法，是为了捕捉并购消息的宣告引起的股价反应，而股价的变化直接阻碍着股东财宝的增减，为进一步研究并购活动中各个利益相关者的动机提供准确的研究基础，还为监管部门如何引导、协调并购活动中的利益分配提供分析的平台。一、国外研究并购活动是公司操纵权市场的具体运行方式，它能够从外部对治理者的行

6、为进行监督和约束。Manne(1965)【1】制造性地提出公司操纵权市场(market for corporate control)的概念，并概括出代理投票权竞争(Proxy Contest)、要约收购(Tender Offer)或兼并(Merger)、直接购入股票(Direct Share Purchase)等要紧并购方式。此后的学者便围绕Manne构建的公司操纵权市场理论展开进一步的理论探讨和实证研究。Dodd和Ruback(1977)【2】分析19731976年期间发生的172次要约收购事件，发觉在收购事件前的十二个月里，收购方公司的股东能获得8.44%11.66%显著为正的超常收益，而

7、被收购方公司股东获得的超常收益更是高达则为18.96%20.58%。Dodd(1980)【3】以1971-1977年间71次成功的兼并和80次不成功的兼并事件为研究对象，发觉不管以后兼并是否成功，兼并方案的公布都能给被兼并方的股东带来超过13%的超常收益率。而兼并方在累计期间-1,0和+1,+40的非正常收益率分不为-1.16%和-0.20%。Asquith(1983) 【4】对19621976年间211家成功被收购的公司和91家未成功被收购的公司进行分析，发觉被收购的公告公布时，成功和未成功被收购的公司的超常收益率分不为6.2%和7.0%。只是他发觉在被收购前480个交易日里所有这些公司都只

8、能实现负的超常收益，这与Dodd和Ruback(1977)的结论并不一致。 Jensen和Ruback(1983) 【5】在总结13篇以往并购文献的基础上概括出，成功的并购活动会给目标公司股东带来约20%30%的超常收益,相比较而言，收购公司股东获得的超额收益十分微小。Jarrell、Brickley和Netter(1988) 【6】概括了对1962年1985年间的663起成功的收购活动中，目标企业所获得溢价的平均值在60年代为19%，在70年代为35%，在19801985年间为30%。60年代，他们得到的结果与Jensen和Ruback的相同。成功竞价者的超额收益率在70年代跌至2%左右，从

9、统计数字的角度来看跌幅较大。而在80年代，超额收益率变为负的1%左右，但没有统计显著性。随着西方各国政府对并购管制的加强和目标公司熟练采取的防备战略，收购公司的超常收益在不断下降甚至为负。这与愈演愈烈的并购活动形成鲜亮对比，构成一个悖论为何在收益下降的情形下仍然有许多公司热衷于并购活动。Agrawal、Jaffe和Mandelker(1992) 【7】在研究 1955-1987年1164个并购事件后指出，被收购公司并购后一年内的累计超常收益为-1.53%，二年内为-4.94%，三年内为-7.38 %，即并购活动在总体上是不利于被收购公司股东的。同时，有近一半的并购公司股东获得正的累积超常收益，

10、这部分地解释了为何并购活动层出不穷。Schwert(1996) 【8】研究了1975-1991年间1814个并购事件后，得出事件窗内目标公司股东的累积超常收益高达35%，而并购公司股东的累计超常收益与0没有显著差异。Bruner(2003) 【9】对19732001年间130多篇经典文献进行汇总分析，得出以下结论：在成熟市场上的并购活动中，目标公司股东收益要远远高于收购公司股东收益，超额收益达到10%30%；收购公司的收益并不明确，且有下降为负的趋势；目标公司与收购公司的综合收益也不确定，即并购活动对社会福利的净阻碍并不明朗。二、国内研究鉴于我国资本市场上的并购活动自90年代中后期开始兴起，我

11、国学者对上市公司并购活动的研究也要紧是从那时才起步。陈信元、张田余(1999) 【10】 认为中国证券市场差不多达到弱式有效，因此采纳事件研究法考察短时刻窗内股价对并购信息的反应。他们以1997年上证交易所的并购活动为样本，研究发觉在事件窗-10,20天内，并购公司的累积超常收益CAR尽管有上升趋势，但统计检验结果表明CAR并不显著异于0，讲明市场对上市公司的并购活动没有反应。余光、杨荣(2000) 【11】选择上证、深证交易所1993-1995年上市公司发生的并购事件，研究发觉目标公司的股东能够在并购中获得正的累积超常收益，股东财宝有显著增长，而并购公司的股东难以在并购活动中获利，其财宝差不

12、多维持不变。杨朝军、刘波(2000) 【12】对1998年上证交易所操纵权转移类的并购事件进行实证研究，发觉所选样本的28家上市公司在并购事件宣告前40个交易日内，股价存在过度反应，宣告日后，股价出现迅速逆向修正，据此认为可能存在信息泄漏。洪锡熙、沈艺峰(2001) 【13】对申华实业1996年9月6日至1997年1月23日期间发生的8次因二级市场股票被收购而公布的并购公告进行实证研究，发觉作为目标公司的申华实业仅在第一次被收购公告前30日内能够获得显著为正的累计超常收益，在其他事件窗内的股价反应并不一致，我们据此认为，在我国当时的市场条件下，二级市场收购不能给目标公司股东带来收益，这与西方操

13、纵权市场的主流观点不符。张文璋、顾慧慧(2002) 【14】选择19962000年沪深两市所有上市公司并购事件作为样本，采纳事件研究法和主成分综合评价法分不检验证券市场对上市公司并购事件的反应和上市公司并购前后经营业绩的变化，发觉市场对资产置换并购事件的反应最为显著。李善民等(2002) 【15】对19992000年沪深两市349起并购事件进行实证研究，发觉并购能给收购公司的股东带来显著的财宝增加，而对目标公司股东财宝的阻碍不显著。此外国有股比重最大和法人股比重最大的收购公司的股东都能获得显著的财宝增加，而目标公司股东财宝不受股权结构种类的阻碍。张新(2003) 【16】分不采纳事件研究法和会

14、计研究法研究19932002年中国上市公司1216起并购重组事件，实证结果表明目标公司股东的累计平均超常收益为29.05%，而主并公司则为-16.67%。就目前我国短期财宝效应的研究而言，存在以下问题：(1)研究方法不够严谨，如存在事件期和可能期相互重叠、收益率的计算未经选择、样本的随机性未经检查、仅选择显著性最大的事件期进行解释、事件日的选择只是准确以及检验统计量的选择没有考虑样本的特点等问题。(2)大多数研究样本量不足，或者时刻跨度较短，缘故在于我国资本市场的进展时刻较短从而数据难以取得，以及数据处理存在困难。(3)分类研究时只关注较为常见的几种或者所研究的特定类不，因而缺乏研究之间的比照

15、，难以得到一致的结论并提供明确的建议。本文在克服上述缺陷的基础上，对1998年至2003年间我国发生的并购事件进行系统研究，利用事件研究法考察各类公司股东短期财宝效应的变化。数据来源和样本选择一、数据来源本研究所用数据要紧来源于深圳市国泰安信息技术有限公司开发的CSMAR系列研究数据库系统(2.20版本)上运行的CSMAR交易数据库、CSMAR财务年报数据库、CSMAR年/中/季报公告日期数据库、CSMAR红利分配数据库、CSMAR配股增发数据库、CSMAR兼并收购数据库。本文从上述数据库中收集整理出以下数据：(1)19982003年中国上市公司并购活动公告日前180个交易日到公告日后30个交

16、易日的日个股回报率Rit(i表示第i家样本公司，t表示可能期和事件期内的第t日，即t=-180，-99，30)。本文以CSMAR 系列研究数据库2.20中提供的考虑现金红利再投资的日个股回报率作为计算依据。 数据库中通常提供的回报率是按照一般/算术收益率的计算公式得到的，即R=Pt/Pt-1-1。竞争市场中的资产价格服从对数正态分布，因此对数收益率服从正态分布，它比算术收益率具有更好的统计特征。因而实证研究时一般要将之转变为按照对数/复利收益率，即R=ln(Pt/Pt-1)。本文研究时均将数据库中一般收益率数据转化为复利/对数收益率数据。(2)19982003年中国上市公司并购活动公告日前18

17、0个交易日到公告日后30个交易日的综合日市场回报率，具体选择的回报率类型为依照沪深两市所有A、B股的考虑现金红利的日个股回报率，用等权平均法求得的市场回报率记为Rmt。(3)为进行样本筛选，我们从CSMAR年/中/季报公告日期数据库、CSMAR红利分配数据库、CSMAR配股增发数据库中整理出19982003年各上市公司的年报公布日期、红利分配决案公告日期和配股讲明书发表日期。(4)为进行分类研究，本文还收集了CSMAR兼并收购数据库中的并购活动并购类型、行业、交易总价、交易支付方式、股权结构、关联交易性质、同属管辖性质和CSMAR财务年报数据库中并购活动年度期初资产等相关数据。 一般并购交易年

18、份采纳期初资产数据，是因为在交易双方确定交易总价以及推断交易是否重大时，利益各方更关注的应该是调整后的年报数据。但由于CSMAR财务年报数据库中只提供19971999年期末资产数据，因此19981999年的期初资产数据采纳的是19971998年期末资产数据。二、样本选择本文研究的并购活动是指广义上的，与通常所讲的重组活动等价，涵盖CSMAR兼并收购数据库所有类型的重组活动，即股权收购、资产收购、资产剥离、股权转让、置换、债务重组。因此，文中以CSMAR兼并收购数据库中19982003年发生的并购交易为样本，按照公告的内容进行分类，满足以下标准的并购活动作为样本，不满足的则剔除。(1)事件日的确

19、定。事件日的准确认定直接阻碍到研究结果和结论，是事件研究法的首要环节。原则上，所研究的事件界定为并购活动的首次公告，相应地，首次公告公布的事件即为事件日。这是因为同一并购事件假如先后有数次公告的，以后公告的信息含量不如首次公告，故不纳入样本。(2)事件日的调整。如遇到周末和假期以致整个市场停市或者由于公司公布并购等重大公告临时停牌等情形，首次公告日当天无法取得交易数据。对此我们采纳顺延的方式，将事件日调整为首次公告公布日后发生交易的第一天。具体讲来，因整个市场休市导致事件日调整的，事件日顺延调整为首次公告公布日后发生交易的第一天；因公司本身停牌或暂停上市等缘故导致事件日调整的，事件日至多只能向

20、后顺延调整2天，若仍然取不到数据的，则将该样本删除。如此做的目的是防止因公司本身推迟交易的缘故导致无法准确捕捉到事件首次公布对市场的阻碍。(3)事件期与可能期的选择。本研究选取的事件期是-30，30，可能期是-180，-31。事件期内要求尽量有连续的交易数据。一般来讲，连续的交易数据是指整个市场有交易(数据)时，被研究的样本同期也发生交易，且交易数据可得。然而，如此的界定会导致数据损失近半数，且之后的进一步筛选和分类讨论将难以展开，或者可能存在选样偏误的问题。因此，我们放宽标准，在-30，-1窗口内间隔的天数之和不得超过10天，且-1，0之间的时刻间隔应当小于2，或者只有因整个市场休市时才能够

21、大于2。在 0，30窗口内间隔的天数之和也不得超过10天，且0，1之间的时刻间隔应当依照标准(2)进行了调整。关于可能期的要求更为宽松，只要能够取满150天的数据即可。如此做的目的是为了尽量准确地捕捉到并购事件的全面阻碍，也是为了排除极端情况样本对研究结果的干扰。(4)剔除重大事件的阻碍。为减弱其他重大事件对股票价格的阻碍，同一公司在其某次并购公告的事件期内不得发生其他并购活动以及其他可能阻碍股价变动的重大事件(如分红、配股、送股、公布年报)，否则从样本中剔除。当前版本中各数据库共同可选的最长的时刻跨度为1998年1月1日至2003年12月31日，考虑到事件期的长度，假如该时刻内的并购活动全选

22、，则无法进行重大事件的筛选，因此所研究并购活动的时刻区间为1998年4月1日至2003年9月30日。考虑周末时刻，连续考虑周末时刻，连续30天的交易日实际时刻跨度长达42天(305742)，而且整个市场在1、2月份因为春节休市能够长达16天，再考虑到部分公司的停牌时刻，我们将研究期间前后各缩短了3个月。(5)在以并购总体活动为研究对象时，同一公司同一日发生的多起并购重组事项视为一起事项。在区分并购类型研究时，同一公司同一日发生的多类并购重组事项予以剔除。研究方法一、事件研究法及AR与CAR的计算利用市场模型本文的研究选择事件研究法进行相关的研究。在并购活动中运用事件研究法考察投资者的短期财宝效

23、应，确实是指通过计算并购活动公告公布前后某段时刻(事件窗)内样本公司实际收益与公司股票的可能收益之间的差额，来反映并购活动在短期内对投资者财宝的阻碍。通常计算的指标有超常收益(abnormal return, AR)和累计超常收益(accumulated abnormal return, CAR)。Bruner(2003)提出，类似于检验资本市场有效性，研究并购活动中投资者是否能够获得超常收益的方法，能够概括为三大类弱式检验、半强式检验和强式检验。但若要做深入的研究，依旧要紧采纳半强式检验的方法。事件研究法的关键在于计算超常收益AR和累计超常收益CAR(本文的研究选择市场模型进行研究)。超常收

24、益AR的计算如下：AR=R-E(R)其中，计算R时采纳的是复利收益率。E(R)的准确度量是计算超常收益AR的关键步骤。作为同期应有收益的参考标准，E(R)通常采纳市场模型法(风险调整模型中最常用的一种)、均值调整法和市场调整法进行可能。鉴于市场模型的广泛应用，同时为了与其他研究增强可比性，我们采纳市场模型计算E(R)。事件期-30,30内第t日的平均超常收益ARt和T1到T2日之间的累积平均超常收益CART1,T2的计算公式如下：，t=-30,，0，30，i=某样本公司，N=样本公司总数 (1) (2)其中，是运用市场模型、利用可能期-180，-31某公司股票连续复利酬劳率和市场指数连续复利酬

25、劳率数据回归得到的一般最小二乘法回归系数；是事件期内第t日第i家公司股票的连续复利酬劳率，该指标选取的是CSMAR系列数据库中考虑现金红利的日个股回报率，但由于CSMAR系列数据库中的日个股回报率为百分比酬劳率，需要加以转换，即=ln(+1)；是事件期内第t日市场指数的连续复利酬劳率，该指标选取的是沪深两市所有AB股等权平均法下、考虑现金红利的综合日市场回报率，由于CSMAR数据库中的日个股回报率为百分比酬劳率，需要加以转换，即=ln(+1)。二、统计检验标准化横剖面法和符号检验本文对、建立的显著性检验的t统计量采纳的是Boehmer，Musumeci和Poulsen(1991) 【17】提到

26、的标准化横剖面法(standardized- residual cross-sectional method)，其计算公式分不为： (3)(4)其中，和分不为和标准化后的形式，它们是计算标准化横剖面法下t统计量的基础其计算公式分不为：(5) (6)在(5)式中，为用可能期r1,r2数据可能事件期第t日残差时，需要考虑的期外可能调整值，为可能期第i家公司证券残差的均方根(root of mean square error)，为调整值的一部分结构式 Patell(1976)用C表示调整值的这部分，本文在此沿用，后文提法相同。，T为可能期天数，为市场指数在第i家公司证券事件期第t日的酬劳率，为市场指

27、数在第i家公司证券可能期第r日的酬劳率，为市场指数在第i家公司证券可能期的简单平均酬劳率。 Patell(1976)用C表示调整值的这部分，本文在此沿用，后文提法相同。统计量和符合自由度为T-2的t分布，它们能够用来检验和是否显著异于0。而和与和的差异仅在于多了分母，使得数值变大。因此，统计量和同样能够用来检验和是否显著异于0。之因此采纳统计量和，是因为标准化横剖面法在理论上需要满足的假设与其他常用的统计量设计方法相比最少，只要求单个公司证券的异常酬劳率在事件期的横截面上是相互独立的 由于各公司并购活动的事件日颇为分散，不太可能存在事件日集中的问题，因此在研究并购活动时那个假设是能够满足的。这

28、种方法通过标准化，考虑了期外可能的阻碍，修正了事件期异常酬劳率方差的计算，放松了可能期残差的方差等于事件期预测误差的方差的假设。此外，标准化的过程使得单个公司证券异常酬劳率符合标准常态分布，满足了统计检验时要求的各公司证券的异常酬劳率方差在同一事件日相同的假设。Boehmer，Musumeci和Poulsen(1991)【17】实证模拟的结果也表明这种方法的优越性。 由于各公司并购活动的事件日颇为分散，不太可能存在事件日集中的问题，因此在研究并购活动时那个假设是能够满足的。本文还进行符号检验，作为参数检验的补充。符号检验z统计量的计算公式如下：；其中，、分不为事件期t日AR0和CAR0的样本比

29、重。N为事件期t日样本数。实证结果与分析一、并购事件的总样本 表1 总样本可能期各参数的汇总统计量变量均值标准偏差N最小值最大值中位数偏度SiaibiR2DWp_DWCit0.0179-0.00020.96240.42331.98520.00011.01460.00660.00150.26070.20160.21510.10670.0240212821282128212821282128129808 129808212861，即N等于样本数和事件日的乘积。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列出了可能期各参数的要紧统计量。，和R_Squared分不为利用可能期各股收益率和市场指数收益率数据、依照市场模型进行回归得到的最小二乘回归参数和回归式拟和优度判定系数R2。从均值能够推断，0，1，表明总体样本构成的等权组合其系统风险与本文选择的等权综合市场指数的系统风险是一致的，选样过程差不多随机，且满足市场模型应用的条件。R2的均值和中位数接近，达到0.42以上；同时，各股收益率和

31、市场指数收益率的相关系数R等于R2的正的平方根，即达到0.65，讲明市场模型较好地捕捉了各股收益率和市场指数收益率地关系。一阶自回归系数p_DW趋近于0，杜宾统计量DW趋近于2，讲明回归式的建立不存在显著的自相关问题，参数可能较为正确。Si和Cit是期外可能时调整AR进行标准化所用到的数值，Cit和以往的研究结果类似，其值接近于1。表2 总样本AR和CAR的描述性统计量分析变量：AR N 均值 标准偏差 最小值 最大值 129808 0.000084603 0.0184796 -0.4131394 0.1616132 分析变量：CAR N 均值 标准偏差 最小值 最大值 129808 0.00

32、52444 0.1155341 -1.1900146 1.1263614 表2关于AR和CAR的描述性统计结果显示，两者的取值范围较为合理，故没有进行极值的删除，而是在后文进行分类讨论，以便考察与AR、CAR变化相关的缘故。 从图1能够明显看出，在事件日前12日内，AR就一直大于0，尤其在-4,0日均显著为正，p0.01；CAR更显示出一路上扬的趋势，自-8日起就一直保持显著为正的情形，且于0日达到最高点1.28。戏剧性的是，随即1日AR就跌至0以下，且在后续时刻内经常为负，AR只在5、13、24、25日显著。相对应的，CAR一路下跌，只是下跌的幅度没有0日往常上升的幅度那么陡峭，但在30日时

33、，CAR的水平仍维持在0.5%附近，且0日后一直显著。从符号检验来看，AR0的样本比重几乎一直显著小于50%，只有在-2、-1、0日AR0的样本比重才大于50%，但只有0日显示为正。从-6日起，CAR0的样本比重一直大于50%，且在大部分时刻(即在-3,-24的事件窗内)都显著大于50%。CAR的参数检验和非参数检验的结果显示，并购事件公布之前，市场差不多作出了明显的反应，讲明消息可能有所泄漏，或者市场可能对并购事件有所预期从而提早反应(由于事件日在数据库中的定义可能导致市场对并购事件的预期，参见上文)。总样本在0日附近CAR有显著上升势头，这和张新(2003)的发觉一致，讲明并购活动的确会给

34、相关公司股东带来显著的财宝效应。 二、不同并购类型的子样本依照CSMAR系列兼并收购数据库给出的业务类型，本文将并购类型分为股权收购、资产收购、资产剥离、股权转让、置换、债务重组六大类。由于要对之前的并购总样本按照并购类型进行分类研究，因此假如同一公司在某个事件0日发生的并购活动类型超过一种，就将该类样本剔出，因而并购类型子样本的合计数比总样本偏少。表3 按照并购类型分类的总样本股权收购资产收购资产剥离股权转让置换债务重组合计样本数43222562454716731998 合计数比总样本少，这是由于同一公司同一事件日发生不同类型的并购交易时，会将该样本排除，以便区分各类并购活动的自身的阻碍。以

35、下各表中合计数一般都小于总样本，一方面是也进行了类似的调整，另一方面是某些分类标准未披露，无法作为有效样本。比重21.62%11.26%31.23%27.38%8.36%0.15%100%由表3能够看出，资产剥离的样本数最多，接近总样本的三分之一，其次为股权转让的样本数，这两类都属于企业的收缩活动。扩张类的活动包括股权收购和资产收购，股权收购的比重几乎为资产收购的2倍，讲明企业扩张的过程以获得股权为要紧手段。置换类的样本不到10。债务重组的样本更少，仅3个，不适合运用事件研究法，因此在下图分析时没有包括在内。从图2能够看出，不论哪一种并购类型，几乎都在0日附近达到最高点(资产剥离为次高点，但和

36、最高点相差无几)。股权收购的活动自-30日起就一直稳步上升，0日后略有下降，但CAR仍维持在1%之上，其-23日后的CAR值均显著。股权转让活动于股权收购活动的分布类似，但变动幅度更大，自-10日起显著上升，在0日达到最高点后，也在高位震荡，CAR差不多在1.50%之上，其-6日后的CAR值均显著。资产剥离活动是所有并购类型中变化最平稳的，在整个事件期内，CAR差不多都在-0.50%,+0.50%内波动，且0日往常差不多为负值，0日之后差不多为正值，CAR值仅在0日、8日、9日、14日等9日达到0.1的显著性水平。资产收购活动在事件期内几乎总是减少股东财宝的。在-30,-20内，CAR还略高于

37、0。自-20起，CAR逐步走低，0日后下降得更为迅速，在-30日时接近-2，然而CAR值在整个事件期都不显著。置换活动是并购类型中变化最具有戏剧性的，CAR自-10起快速上升，趋势接近股权转让活动，但是0日后赶忙急剧下降，最低点和资产收购活动接近，CAR值在-1,6时刻窗内均显著。总体看来，市场对股权收购活动和股权转让活动最为认可，其产生的短期财宝效应具有一定的持续性和显著性，资产剥离活动尽管得到市场认可，然而变化平稳，产生的短期财宝效应远低于股权收购活动和股权转让活动，且不太显著。这与李善民等(2002)的研究发觉颇为类似。置换活动引起的财宝效应的变化是所有类型的并购活动中最为剧烈的，这与张

38、文璋和顾慧慧(2002)发觉市场对资产置换并购事件的反应最为显著的结论相似。置换行为尽管能够迅速改善企业的经营业绩，而且对企业现金流可不能造成太大阻碍，由此导致短期内的追捧，然而精明的投资者对预期改善的经营业绩并不看好，因为资产置换本质上只是企业进行财务粉饰的一种手段，因此置换公告公布后，相关上市公司的股价持续且大幅下跌，这表明整个市场对置换行为的不认可。三、收购公司和目标公司的子样本 国外的实证研究经常将并购活动的企业区分为收购公司和目标公司，本文也采纳类似的分类，以考察国内上市公司的收购活动是否也会产生目标公司股东明显获得财宝增长的结论。本文收购公司的样本包括股权收购类和资产收购类，目标公

39、司的样本包括资产剥离类和股权转换类。由于置换类型能够看作扩张活动和收缩活动的结合，加入它的研究结果将会混淆收购公司和目标公司的短期财宝效应，因此排除在该分类之外。表4 按照收购公司和目标公司分类的总样本收购公司目标公司合计样本数65711711828比重35.94%64.06%100%从表4能够看出，上市公司更多地是作为目标公司，几乎为收购公司样本数的2倍。值得注意的是，我国并购活动中买卖双方均为上市公司的专门少。在本文未经筛选的7503个样本中，仅有107项并购活动买卖双方均为上市公司，因此我国难以像国外那样将收购公司和目标公司对短期财宝效应的阻碍进行综合考虑，研究并购活动对买卖双方的阻碍之

40、和或净阻碍，而只能分不加以研究。 从图4能够发觉，作为上市公司的收购公司和目标公司都能够在事件期内获得显著的财宝变动，收购公司和目标公司分不自-27日和-6日起CAR值一直显著。收购公司的CAR自-30日一路上扬，至0日达到最高点1.04%后有逐步迅速下跌，至30日跌至0.2%附近，因并购事件宣告而产生的财宝增长几乎丧失殆尽。目标公司的CAR在事件窗-30,-7内尚在0以下徘徊，但从-6日起就一路上扬，且在较长的期间0,25内维持在1%以上。研究结果表明，我国上市公司并购活动中目标公司的股东能够得到较为显著的财宝增长，收购公司的财宝增长会在事件宣告后逐步消逝殆尽，该结论与余光和杨荣(2000)

41、、张新(2003)以及国外普遍认可的目标公司能够获得显著为正的CAR有些相似，然而CAR的数额远远无法达到国外和张新(2003)发觉的2030的水平。此外，其他国内学者如李善民等(2002)则发觉的是相反的结论，收购公司股东在事件期内会获得显著为正的CAR，而目标公司股东获益甚少。这可能是由于选样的数量、年份以及分类差异有关，需要更多的学者利用更全面准确的数据进行检验，以得到一致、确定的结论。四、不同行业的子样本 表5列出了总样本的行业分布情况。金融行业取样极少，仅有10家。工业类样本的比重达到58.41%，其次是综合类的样本，超过20%，商业类的样本略大于10%，公用事业类和房地产类的样本更

42、小。如此的样本分布与国内其他学者所研究的类似，工业类样本的比重最大，金融业取得的样本几乎为0。尽管并购活动的行业集中现象明显,但这可能并非与并购活动本身直接相关，而是和被抽样的总体特征有关。截至2004年，我国上市公司共1452家，其中工业类的占到65.70%(954/1452)。由于金融业内取样过少，不适宜用事件研究法进行分析，故下文的分析将此类样本排除。表5 按照不同行业分类的总样本行业金融公用事业房地产综合工业商业合计样本数101347244912432202128比重0.47%6.30%3.38%21.10%58.41%10.34%100%从图4能够看出，各类行业的样本在事件宣告的0日

43、或以后数日内达到较高点或最高点。其中公用事业类和综合类样本CAR在整个事件日内呈现逐步上升的趋势，达到1.5%左右，公用事业类CAR在7日以后一直显著，综合类CAR在6日以后一直显著；而工业类和商业类样本CAR在0日之前有攀升趋势，在0日后则缓慢下降，原先公司股东获得的财宝效应逐渐损失甚至消逝殆尽，工业类样本CAR在-4,24日显著异于0，商业类样本CAR在-1,23日显著异于0；房地产类CAR的波动最为明显，在事件0日之间的3日内陡然上升，3日后又急剧下跌，30日时竟跌至-2.51%，只是CAR在整个事件日都不显著，讲明股东财宝损失并不明显。五、不同规模的子样本表6列出了总样本并购规模的分布

44、情况。此处的规模是按照以下公式计算：规模交易总价/并购年度期初资产100%其中，交易总价取自CSMAR系列兼并收购数据库，并购年度期初资产取自各个并购年度资产负债表的年初数。由于CSMAR系列中2000年起才区分年初数和年末数，因此1998年和1999年发生的并购活动，其期初资产的数据分不为1997年和1998年期末资产的数据。从表6能够看出，规模低于10%的交易超过7成，规模大于等于50%的样本不到5%此处合计数比总样本小得多，一方面是因为有些交易的总价没有披露，另一方面是因为同一公司同一日发生的多笔交易时，我们将其视为一笔交易，并把金额加总。这种做法是考虑到事件日的反应是按日计算，无法区分

45、多笔交易各自的阻碍。参考文献：此处合计数比总样本小得多，一方面是因为有些交易的总价没有披露，另一方面是因为同一公司同一日发生的多笔交易时，我们将其视为一笔交易，并把金额加总。这种做法是考虑到事件日的反应是按日计算，无法区分多笔交易各自的阻碍。参考文献：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

46、ancial Economics 5,1977.3Dodd，P.，Merger Proposals，Management Discretion and Stockholder WealthJ. Journal of Financial Economics 8.1980.4Asquith，P. Merger Bids，Uncertainty，and Stockholder ReturnsJ,Journal of Financial Economics 11. 1983.5Jensen，M. C. and R. S. Ruback，The Market for Corporate Control：

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陈信元、张田余，资产重组的市场反应1997年沪市资产重组

49、实证分析J，经济研究，1999(9)。 11余光、杨荣，企业并购股价效应的理论分析和实证研究J，当代财经，2000(7)。12杨朝军、刘波，操纵权转移公司的股票价格行为研究M，中国资本市场前沿理论研究文集，社会科学文献出版社,2002。13洪锡熙、沈艺峰，公司收购与目标公司股东收益的实证分析J，金融研究，2001(3)。14张文璋、顾慧慧，我国上市公司并购绩效的实证研究J，证券市场导报，2002(9)。15李善民、陈玉罡，上市公司兼并与收购的财宝效应J，经济研究，2002(11)。16张新，并购重组是否制造价值：中国证券市场的理论与实证研究J，经济研究，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 按照不同规模分类的总样本规模10%10%规模50%规模50%合计样本数1065396491510比重70.53%26.23%3.25%100%图5显示，规模小于10%的子样本波动最缓，10往常CAR几乎总在0附近波动，之后逐步上升并维持在0.50%1%之间，且自-4日起CAR就一直显著为正，讲明这类公司的股东短期内财宝有所增长。规模大于等于10%且小于50%的子样本波动最为剧烈，自-15日急剧上升后，在0日达到最高点2.8%，之后就急剧下降，到30日原先产生的财宝效应差不多丧失殆尽，相应的CAR在-5,16日内一直显著为正。规模大于等于50%的子样本在-5日显著上升后，0日达到较高点，并在此水平震荡了20多天，至25日原先产生的财宝效应几乎全部消逝。令人不解的是，规模大于等于50%的子样本其CAR在整个事件期均不显著，这与通常人们认为的交易规模越大，产生阻碍越大的直觉并不吻合。 六、不同支付方式的子样本由于国家政策的限制、融资渠道的有限和金