一、引言

并購支付方式不僅是并購交易完成的最后環節,也是影響并購績效的重要因素。以往關于并購的研究大多假設公司不受融資約束的影響,并購作為一種投資決策獨立于融資和支付方式。但是,當資本市場存在缺陷時,信息不對稱和代理問題導致各種融資方式不能完全被替代。當公司內部資金不足時,資本市場上的逆向選擇引發的融資約束問題,使外部融資成本高于內部融資成本,從而使公司的投資水平處于非最優狀態。在現實中,幾乎所有的公司都面臨融資約束問題,只是程度不同而已。

那么,假定公司存在融資約束,融資約束對公司并購支付方式選擇有什么影響?我國并購市場和目標公司特征對并購支付方式和主并公司的并購績效有什么影響?融資約束與支付方式的交互作用對主并公司并購績效有什么影響?

本文首先運用 Logit 回歸模型建立融資約束指數計量主并公司的融資約束程度,以避免單一指標引起的衡量偏誤。其次,實證檢驗了融資約束對并購支付方式選擇的影響,發現融資約束公司更傾向使用股票支付。通過支付方式對并購績效的影響進行實證檢驗,我們得到的結論與國外學者基本一致。最后,本文進一步檢驗了融資約束與支付方式對并購績效的交互影響,發現相比現金支付,股票支付獲得更高超常收益的結論僅在融資約束公司成立,非融資約束公司不同支付方式獲得的并購績效并不存在顯著差異。

本文的貢獻在于結合我國制度背景,將融資約束、支付方式與并購績效三者置于同一框架下進行研究,為考察融資約束對公司財務政策的影響提供了新的視角。本文的研究表明,融資約束的公司在支付方式選擇時并不遵循優序融資理論,這一結論豐富了支付方式與并購績效關系的經驗證據。在我國資本市場和特殊制度背景下,探討融資約束、支付方式與并購績效之間的關系,為上市公司更好地選擇支付方式、提高并購價值提供了分析框架。本文構建的融資約束指數不但避免了單一度量指標的衡量誤差,也為后續研究提供了一個全新的視角。

二、文獻回顧

\\(一\\)融資約束對公司財務政策的影響

關于融資約束對公司財務政策的影響,國內外學者主要從投資行為與現金持有行為兩條主線進行研究。對融資約束與投資行為做出開拓性研究的當屬 Fazzari,Hubbard and Petersen\\(FHP,1988\\),他們采用股利支付率作為劃分融資約束的標準,研究發現融資約束程度與投資-現金流敏感性呈正相關關系。隨后大批學者借鑒 FHP\\(1988\\)的研究方法,使用不同的方法來度量融資約束,均證實了融資約束下投資-現金流敏感性的存在,支持了 FHP 的結論\\(Hubbard et al.,1998;Degryse and Jong,2001;Gelosand Werner, 2002 等\\)。與 FHP\\(1988\\)的觀點不同,Kaplan and Zingales\\(KZ,1997\\)構建了一個單期的理論模型,分析融資約束與投資的關系,并對 FHP樣本中 49 家股利支付率較低的公司進行了重新檢驗,得出了與 FHP 相反的結論。他們發現,低融資約束公司的投資-現金流敏感性顯著高于高融資約束公司,因此采用投資-現金流敏感性衡量融資約束缺乏堅實的理論基礎,不能有效地衡量融資約束。針對他們的爭論,Moyen\\(2004\\)指出,FHP\\(1988\\)與 KZ\\(1997\\)的研究結論產生差異的關鍵在于其確定的融資約束標準不同。如果按股利支付率度量融資約束,得到的結論與 FHP\\(1988\\)一致;如果使用 KZ 指數度量融資約束,得到的結論則與 KZ\\(1997\\) 一致。

Cleary 等\\(2007\\)也采用類似方法同時得到了 FHP和 KZ 的結論。Moyen\\(2004\\)和 Cleary 等\\(2007\\)的研究使學術界開始逐漸關注融資約束度量指標的選擇。國內學者馮巍\\(1999\\),鄭江淮、何旭強和王華\\(2001\\)以及屈文洲、謝雅璐和葉玉妹\\(2011\\)等,基本上都是借鑒 FHP\\(1988\\)的思想,以股利支付率、股權、公司規模以及信息不對稱指標等不同標準劃分融資約束程度,從投資決策對內部現金流的敏感性的角度驗證融資約束假說。盡管 FHP\\(1988\\)與 KZ\\(1997\\) 的學術爭論引發了學者們對投資-現金流敏感性問題的研究熱情,但由于融資約束很難度量以及度量方法的差異,學術界關于投資-現金流敏感性的實證結論至今仍然沒有形成統一的認識和解釋。

從融資約束對公司現金持有行為的影響來看,Almeida 等\\(2004\\)針對使用投資-現金流敏感性差異檢驗融資約束假說中存在的缺陷,提出可以從公司現金持有行為的角度入手,通過分析現金-現金流敏感性來檢驗融資約束假說。Almeida 等\\(2004\\)、Denis 和 Sibilkov\\(2010\\)研究發現,相比于融資約束程度較輕的公司,融資約束程度較嚴重的公司會持有更多的現金,以便為未來的投資機會提供資金支持。相比于非融資約束公司,融資約束公司的現金邊際價值更高。國內學者章曉霞和吳沖鋒\\(2006\\)實證研究發現,融資約束和非融資約束公司的現金-現金流敏感性并沒有顯著的差異,不能有效支持融資約束假說。李金等\\(2007\\)研究發現,只有面臨融資約束的公司才表現出顯著為正的現金-現金流敏感性,支持融資約束假說。連玉君等\\(2008\\)認為,章曉霞和吳沖鋒\\(2006\\)的研究結論不支持現金持有的融資約束假說的原因在于,托賓 Q 的計量偏誤及現金流與托賓 Q 的內生性問題導致其研究結果有偏。連玉君等\\(2008\\)使用廣義矩估計方法\\(GMM\\)合理控制模型的偏誤后,發現融資約束公司表現出強烈的現金-現金流敏感性,而非融資約束公司則沒有表現出這種特征。支持融資約束假說,融資約束的公司會從現金流中大量留存現金。

此外,一些學者還對融資約束與并購支付方式的關系進行了研究。Faccio and Masulis\\(2005\\)分別以資產負債率、總資產規模和可抵押資產作為融資約束的代理變量,研究融資約束對并購支付方式選擇的影響。研究發現,資產負債率越高,主并公司使用股票支付的可能性越大;資產規模越大,現金支付的可能性越大;可抵押資產越多,現金支付可能性越大?？偟膩碚f,受融資約束的公司為了留存現金、降低財務杠桿進而降低財務風險而傾向于使用股票支付而非現金支付。Alshwer and Sibilkov\\(2011\\)以美國并購市場為背景,研究發現,存在融資約束的主并公司傾向于使用股票支付,并且投資機會越大,使用股票支付方式的可能性越大。因為存在融資約束的公司使用股票支付可以節約內部資金,減少未來融資不確定性和維持財務靈活性,從而避免并購后發生投資不足。Nikolaos Karampatsas et al\\(.2013\\)以主并公司債券評級水平度量其面臨的融資約束程度,發現債券等級高的主并公司面臨較低的融資約束,擁有較高的債券評級增強了其使用債務融資獲取現金的能力,因此更傾向于使用現金支付方式。

Di Giuli A\\(2012\\)研究發現融資約束對并購支付方式選擇不存在顯著影響。而國內學者楊志海和趙立彬\\(2012\\)研究發現融資約束程度的提高增加了公司采用現金支付方式的可能性。

\\(二\\)支付方式對并購績效的影響

支付方式對公司并購績效\\(股票價格\\)的影響主要源于并購雙方信息不對稱。Travlos\\(1987\\)認為并購交易中支付方式的選擇是主并公司真實價值的信號。如果主并公司擁有反映公司內在價值的信息,那么管理者將會選擇有利于現有股東的并購支付方式。一般來說,股價高估的主并公司傾向選擇股票支付方式,股價低估的主并公司偏重于現金支付方式。

如果股票未來的價格低于現行價格,那么主并公司將會選擇股票支付方式\\(Wansley et al.,1987\\),而如果主并公司預期未來股票價格呈上升趨勢,那么將會選擇現金支付方式。因此,并購支付方式可能向市場釋放出主并公司未來增長前景的信息。經驗研究支持了并購支付方式的信號假設。

從支付方式對并購績效的影響看,Andrade,Mitchell and Stafford \\(2001\\), Moeller, Schlingemanand Stulz \\(2003\\), Draper and Paudyal \\(2006\\),Martynova and Renneboog\\(2008,2011\\)等研究發現,主并公司采用現金支付的并購收益高于股票支付的并購收益。國內學者杜興強和聶志萍\\(2007\\)也得出了與此一致的結論。

如果目標公司為股權集中度較高的非上市公司,則目標公司的大股東有能力通過與主并公司談判,互相交換私有信息,從而降低并購雙方之間的信息不對稱。在這種情形下,目標公司股東選擇接受股票支付方式,通常會向外部投資者傳遞出并購交易的積極信號\\(Chang, 1998\\)。相比于現金支付,股票支付的主并公司獲得了正的或更高的收益\\(Chang,1998;Fuller et al,2002\\);相反,當目標公司為上市公司時,相比于股票支付,現金支付的主并公司獲得了更高的收益 \\(Chevalier and Redor,2010\\)。此外,Chatterjee and Kuenzi\\(2001\\)基于投資機會假設與風險分擔假設,研究發現以股票支付的并購交易,使主并公司在公告期間獲得了顯著為正的超常收益。國內學者曾穎\\(2007\\)分析股改之后發生的大股東以資產注入形式的并購行為,發現股票支付的市場反應優于現金支付。章衛東\\(2007\\)研究發現通過定向增發新股收購集團公司資產實現整體上市的收購公司的短期超常收益顯著為正。陳濤和李善民\\(2011\\)以上市公司收購非上市公司事件為研究樣本,研究結果表明股票支付比現金支付為收購公司創造了更大的收益,證實了信息不對稱程度減輕對并購財富效應的正面影響作用。

總之,大量的研究表明主并公司在并購宣告期的收益,現金支付比股票支付更高。因為現金支付的積極信號含義已經成為被廣泛接受的解釋。然而Chang\\(1998\\)等指出非上市目標公司股東有議價能力去獲得主并公司的私有信息,使非上市目標公司股東接受股票支付的意愿,向外部投資者傳遞出一個關于并購交易具有正凈現值的積極信號,表明主并公司的股價沒有被市場高估,因此消除了股票發行的負面信號。在這種情況下,主并公司選擇股票支付方式將獲得更高的并購績效。

三、理論分析與研究假設

\\(一\\)融資約束與支付方式

在完美資本市場中,公司可以為所有具有增長價值的投資機會籌集到所需資金。因此,公司的投資與增長不依賴于資金的可獲得性。但是,資本市場存在的信息不對稱、交易成本以及代理問題等引起外部融資成本高于內部融資成本,使公司難于籌措滿足投資需求的資金。為了緩解投資不足,融資約束公司更多地依賴于可獲得的內部財務資源,理性的管理者將會持有更多的現金。從并購支付方式來說,盡管并購交易發生前并不清楚融資摩擦是否以及多大程度上影響到并購支付方式的選擇,但外部融資的高成本以及對現金持有的偏好,應該會影響到并購支付方式的選擇。Alshwer and Sibilkov\\(2011\\)從現金機會成本角度出發,認為融資約束提高了現金機會成本,主并公司更傾向于節省內部資金,降低未來投資項目融資的不確定性,而傾向于采用股票支付。

此外,由于并購活動能夠為公司帶來更多的投資機會,公司在并購成功以后為了更好地達到協同效應,有時還會進行重要的整合活動,這就要求主并公司投入大量資金進行固定資產以及無形資產等投資,對于現金的需求量更高?；谌谫Y約束公司現金持有的預防性動機與使用現金的機會成本視角,我們提出假設 H1。

H1:相比于非融資約束的主并公司,存在融資約束的主并公司更傾向于采用股票支付方式。

\\(二\\)支付方式與并購績效

根據信號理論,股票支付一般會向市場傳遞主并公司股價被高估的消極信號,而現金支付會向市場傳遞出股價被低估的積極信號,因此現金支付方式的并購績效優于股票支付方式。但是,制度背景和市場環境的差異使得信號理論不完全適用于我國的并購活動。在股權分置改革完成前,主并公司主要采用單一的現金支付方式,隨著股權分置改革的不斷推進與完成,支付方式多樣化賴以生存發展的資本市場逐漸完善,股票等支付方式不斷興起。與成熟的資本市場不同,在我國,股票支付往往與定向增發和整體上市聯系在一起,采用股票支付方式在一定程度上反映了控股股東對上市公司的信心。另外,發行股票要求主并公司符合嚴格的合規與盈利條件,能采用股票支付方式完成并購表明主并公司具有較好的市場表現。

根據風險分擔理論,并購支付方式是主并公司和目標公司博弈的結果。從主并公司來說,由于主并公司無法確切地了解目標公司的價值,因此,交易雙方存在由于信息不對稱所導致的出價偏高的風險,主并公司可以通過選擇股票支付方式來轉移風險,以實現與目標公司股東共擔風險的目的;從目標公司來說,目標公司的股東愿意持有合并后公司的大量股權而與主并公司共擔風險,表明自身資源的優質性與對并購后協同效應發揮的樂觀預期,認為通過并購后有效整合能為其帶來收益,也表明并購雙方所擁有的私有信息是能帶來正效應的。這兩方面一致表明股票支付方式向市場傳遞著積極的信號,能為主并公司帶來正的超常收益。

與股票支付不同,由于現金支付可能會影響公司未來的現金流,現金支付使主并公司必須即時支付大量現金,對公司后續的經營造成壓力,而股票支付則可以節約現金流出。因此,現金支付方式傳遞著消極的信號,在短期內產生負的市場反應?；谏鲜龇治?我們提出假設 H2。

H2: 主并公司使用股票支付方式的并購績效優于使用現金支付方式。

\\(三\\)融資約束與支付方式對并購績效的交互影響

Campello, Graham and Harvey\\(2010\\)以最近的金融危機作為自然實驗,研究發現相比于非融資約束公司,融資約束公司的確更大幅度地降低了其投資與資本支出水平,不得不放棄\\(或推遲\\)大量具有吸引力的投資機會。因此,融資約束公司的確存在大量未利用的投資機會,因為他們很難進入資本市場而不得不放棄高盈利能力的投資機會\\(Almeida,Campello and Weisbach, 2004\\)。從并購支付方式分析,為避免并購后產生融資約束導致的投資不足問題,主并公司通常會采用股票支付方式。同時,股權集中度較高的目標公司股東有議價能力去獲得主并公司的私有信息,使得目標公司股東接受股票支付的意愿向外部投資者傳遞出一個關于并購交易具有正凈現值的積極信號。因此,主并公司選擇使用股票支付方式是對融資約束可能導致的投資不足問題的理性反應,并非是對被市場高估的股價的利用。而非融資約束的主并公司使用股票支付時,投資者有理由相信其股價被市場高估,從而給予其股票價值較低的評價。

對于存在融資約束的主并公司來說,如果使用現金支付,未來出現的資金短缺將會對其并購后的整合與實現投資機會產生不利的影響。因此投資者會對其使用現金支付的并購交易給予負面評價。但是,對于非融資約束的主并公司來說,由于沒有外部融資限制這種天然的治理機制,主并公司選擇使用現金支付方式,能夠減輕管理層濫用自由現金流問題。因此,非融資約束公司使用現金支付的負面影響小于融資約束公司?；谏鲜龇治?我們提出假設 H3。

H3:相比非融資約束的主并公司,存在融資約束的主并公司使用股票支付比現金支付的并購績效更好。

四、研究設計

\\(一\\)模型設定

在研究融資約束對并購支付方式選擇的影響時,由于觀測到的并購支付方式為二值虛擬變量,而且并購支付方式選擇的多個影響因素為正態分布與二值虛擬變量的混合,因此,采用 Logit 回歸分析方法建立模型\\(1\\)以檢驗假設 1。

其中,α0表示截距項,αi表示解釋變量和控制變量的系數,ε 表示模型的隨機干擾項。

由于并購績效為定距型變量,并借鑒以前文獻\\(Chang,1998;Fuller et al.,2002\\)的變量選取,因此我們建立多元線性回歸模型\\(2\\),采用 OLS 來估計并購支付方式等因素對并購績效的影響。首先,對全樣本進行回歸估計,檢驗支付方式對并購績效的影響\\(假設 2\\);然后,將樣本劃分成融資約束組與非融資約束組,分別對這兩組樣本進行回歸估計,進一步檢驗融資約束程度不同的主并公司支付方式選擇對并購績效的影響是否存在差異\\(假設 3\\)。

其中,β0表示截距項,βi表示解釋變量和控制變量的系數,η 表示模型的隨機干擾項。

\\(二\\)變量定義

1.并購支付方式。模型\\(1\\)中被解釋變量為并購支付方式\\(Method\\),它是一個潛變量,用來測度主并公司不同支付方式選擇的可能性。如果主并公司在并購交易中選擇了股票支付方式,則 Method 賦值為1,否則 Method 賦值為 0。

2.并購績效。模型\\(2\\)中被解釋變量為主并公司的并購績效。本文以主并公司并購事件首次宣告日前 60 天至前 30 天,即[-60,-30]為估計窗,并以市場模型計算主并公司在估計窗的正常收益?？紤]到并購協議達成跨時較長,在信息披露前較長時間內有信息泄露的可能性,以及并購信息披露后股市對信息吸收的時間跨度,以并購事件首次宣告日前 15天至后 15 天構成的區間,即[-15,+15]為事件窗,并計算出 642 家主并公司在事件窗[-15,+15]內的累積異常收益,即 CAR[-15,+15],衡量主并公司的并購績效。

3.融資約束的度量。模型\\(1\\)中解釋變量為融資約束\\(FC\\)。目前關于融資約束的衡量方法主要包括兩種:一是單指標判別,根據單指標取值的高低分辨融資約束程度的高低,分別有股利支付率\\(FHP,1988; Almeida et al.2004;馮巍,1999;連玉君等,2008\\),公司規模\\(Alshwer et al,2011\\),利息保障倍數 \\(Aggarwal and Zong,2003;況學文等,2010\\),公司債券或商業票據評級\\(Nikolaos Karam-patsas et al.,2013\\)以及產權性質\\(鄭江淮、何旭強和王華,2001\\)等;二是多指標構造融資約束指數,根據指數取值的大小對融資約束的高低進行判別,如 KZ 指數\\(Kaplan and Zingales,1997\\),WW 指數\\(Whited and Wu,2006\\) 以及 SA 指數\\(Hadlock andPierce,2010\\)等。

本文認為使用單一指標判斷融資約束程度可能受到其他因素的干擾,而使用一組可觀測財務指標構建融資約束指數,能夠綜合反映公司內部資金充裕程度和外部融資難度?；跇颖竟咎卣?本文使用二元 logit 回歸模型構建融資約束指數。

\\(1\\)分組指標:國內外學者主要使用股利支付率的變化情況對公司進行融資約束預分類而構建融資約束指數。由于選擇股利支付率作為預分組指標,存在著較大程度的紕漏,且并不適合我國國情,其最大的問題在于我國的股利分配政策,上市公司往往為了滿足再融資需求而發放股利,在這種情況下,發放股利的多少并不能表明融資約束程度大小。因此,我們借鑒 Aggarwal and Zong \\(2003\\) 以及況學文等\\(2010\\)的研究方法,選擇利息保障倍數作為分組指標。利息保障倍數是指公司息稅前利潤與利息費用的比率,是衡量公司償債能力的綜合指標,并且在一定程度上反映了公司的盈利能力,不管是銀行發放貸款還是債權人或股東投資,都十分注重考察這一指標,從而判斷其投資風險。

\\(2\\)分組標準:按照利息保障倍數把樣本從大到小排序,分別選取前 33%的觀察值作為非融資約束組,后 33%為融資約束組。

\\(3\\)變量選取與指數構建:借鑒 Kaplan and Zin-gales\\(1997\\),Cleary\\(1999\\)以及況學文等\\(2010\\)等相關文獻,綜合考慮了反映公司盈利能力、償債能力以及發展能力等多方面因素的財務指標,并考慮了數據的可獲得性,最終選取凈資產收率、流動比率、資產負債率、股利支付率、股票市場價值與賬面價值的比率。在此基礎上,本文建立模型\\(3\\),利用二元Logit 回歸方法估計主并公司的融資約束指數。

FC=-1.562-10.492×ROE-0.326×Current+3.625×lev-8.183×div+0.069×M/B \\(3\\)其中,ROE 為并購前一年末的凈資產收益率,Current 為并購前一年末的流動比率,Lev 為并購前一年末的資產負債率,Div 為并購前一年的現金股利分配金額與總資產的比率,M/B 為并購前一年末股票市場價值與賬面價值的比率。

按照融資約束指數的分值從高到低排序,將指數值大于 0 的主并公司歸為融資約束類,指數小于0 的主并公司歸為非融資約束類。

模型\\(1\\)與模型\\(2\\)中其他具體的相關控制變量定義見表 1。

\\(三\\)樣本選取與數據來源

考慮到主并公司相關指標數據的可獲得性,本文以 2009 年 1 月 1 日至 2011 年 12 月 31 日期間,滬深上市公司發起的并購交易為初始研究樣本。并購相關數據來自 CSMAR 中國上市公司并購重組數據庫,并購公司樣本期間各年財務數據來自 CSMAR其他數據庫,并根據主并公司樣本期間的年度報告信息對樣本數據進行了補充與核對。為了消除異常值的影響,本文對相關變量采用其分布于 l%和 99%分位上的觀測值進行縮尾\\(Winsorize\\)處理。

此外,按照以下標準對初始研究樣本進行篩選。

\\(1\\) 以 CSMAR 中國上市公司并購重組研究數據庫的重組類型為標準,將并購限定為資產收購、股權轉讓與吸收合并,不包括資產剝離、債務重組、資產置換與股份回購等形式的并購重組活動。

\\(2\\) 根據 CSMAR 中國上市公司并購重組研究數據庫關于并購對價方式的分類標準,本文僅研究完全以現金或完全以股票作為并購對價方式的樣本,由于以現金與股票為混合對價的樣本非常少而未予考慮。

\\(3\\) 考慮到金融和保險類公司財務指標的特殊性,以中國證券監督委員會于 2001 年發布的證券市場行業分類指引為標準,剔除了金融和保險類公司。

\\(4\\) 剔除了收購方不是上市公司本身的并購事件。

\\(5\\) 對于同一上市公司在一年內宣告兩筆或兩筆以上的并購交易,本文只保留該上市公司在該年內宣告的交易總價最大的并購交易。

\\(6\\) 并購事件宣告日前 60 個交易日至后 20 個交易日的股價交易數據完整;并購事件日為董事會公告日和股東大會公告日中最先公告的日期。

\\(7\\) 為了在一定程度上確保該項并購交易對主并公司來說是重要的,本文剔除了交易金額低于人民幣 5000 萬元的樣本。

\\(8\\)僅保留交易成功的并購樣本。

\\(9\\) 由于財務狀況異常環境下發生的并購交易很可能出于某些特殊目的,剔除 ST、*ST 類公司發起的并購事件。

按照上述樣本篩選標準對初始樣本進行處理后,最終得到 642 個并購事件樣本,其中現金支付樣本為 532 個,股票支付樣本為 110 個。樣本的年度相關分布情況如表 2 所示。由表 2 可以看出,在樣本區間內并購數量呈現增長趨勢,表明宏觀經濟的復蘇有利于并購交易活動的發起,也表明上市公司通過對外并購擴張正逐漸成為資源優化配置的重要形式?，F金支付方式占總樣本的 82.87%,在各年中均占 80%以上;而股票支付方式占總樣本的17.13%,在各年中所占比例均為 10%~20%。雖然現金支付方式一直在我國上市公司并購交易中占主導地位,但股票也逐漸成為我國并購交易中重要的支付工具,使并購支付方式漸趨多樣化。這說明股權分置改革的不斷推進與完成所帶來的全流通,為我國上市公司在并購交易中采用股票支付方式創造了條件。

由表 3 可以看出,根據融資約束指數分組,存在融資約束的主并公司占全樣本的 51.09%,而在選擇使用股票支付方式的并購交易中,存在融資約束的主并公司的比例達到 59.01%,非融資約束的主并公司則占 40.91%。因而,初步說明相比于非融資約束的主并公司而言,存在融資約束的主并公司在并購交易中偏好于選擇使用股票支付方式,不同的融資約束程度對主并公司在并購交易中的支付方式選擇產生明顯的差異。

五、實證結果與分析

\\(一\\)融資約束對并購支付方式選擇影響的檢驗

1.單變量分析。為考察股票支付與現金支付的解釋變量與控制變量之間是否存在顯著差異,本文對解釋變量和控制變量在不同并購支付方式組別間的均值與中位數差異分別進行了 T 檢驗與 Mann-Whitney U 檢驗,檢驗結果列示于表 4。由表 4 可以看出,除了表征控制權稀釋威脅的主并公司第一大股東持股比例\\(Topshare\\)、投資機會\\(Investop\\)與股價表現\\(Runup\\)外,其他變量所呈現出來的樣本組間差異的正負值均符合我們的預期,并且至少在 5%的置信水平上統計顯著。與現金支付樣本相比,股票支付樣本的融資約束\\(FC\\)比例較大,并且其差異在1%的置信水平上統計顯著,說明融資約束主并公司更傾向于使用股票支付方式,假設 1 得到初步驗證。

而在所有控制變量中,現金持有比率\\(Cashval\\)和相對交易規模\\(Resize\\)的組間均值差異較大,并且在1%的置信水平上顯著?，F金支付樣本中現金及現金等價物余額是并購交易總價的 3.062 倍,表明現金持有量充裕的主并公司的管理層可能會出于自利性動機將額外的現金用于并購投資,出現自由現金流的代理問題。而股票支付中 Cashval 的值為 1.001,如果使用現金支付可能會帶來較大的現金流壓力,加重主并公司的融資約束程度。相對交易規模表征并購雙方的信息不對稱程度,股票支付樣本與現金支付樣本的相對交易規模均值之差為 1.348,中位數之差為 0.376,這表明相對交易規模越大,主并公司越有可能選擇股票支付以分攤信息不對稱造成的風險。此外,股票支付的主并公司相比現金支付的主并公司擁有更多的投資機會,并且在 5%水平上顯著。

關聯交易特征是我國并購交易的特有屬性,關聯并購中通常會存在大股東與中小股東的代理問題。反映公司債務融資能力的有形資產比率\\(Tan_asset\\),股票支付的樣本比現金支付的樣本低\\(均值與中位數差異分別為-0.019 與-0.055\\),并且在 5%的置信水平上顯著,說明低債務融資能力的主并公司更傾向于選擇股票支付方式。

2.Logit 回歸結果與分析 。 由于被解釋變量\\(Method\\)是二值虛擬變量,因此本文選擇 Logit 回歸方法對模型的參數進行估計,回歸結果如表 5所示。

融資約束:表 5 中,模型\\(1\\)在沒有控制其他因素的影響時,融資約束\\(FC\\)的回歸系數在 1%的置信水平上顯著為正;在模型\\(2\\)和模型\\(3\\)中加入控制權稀釋威脅、公司財務特征、股價表現和并購交易特征以及年份和行業等控制變量后,融資約束的回歸系數在 5%的置信水平上顯著為正,表明相比于非融資約束的主并公司,存在融資約束的主并公司更傾向于使用股票支付方式,假設 1 得到證實,支持了Alshewer et al\\(.2011\\)提出的融資約束主并公司并購后現金持有的預防性假設與使用現金的機會成本假設。因此,我們認為發起并購交易的主并公司其融資約束程度越高,使用現金的機會成本也會越高,因而就越傾向于留存有限的現金資產,降低為未來的投資機會融資的不確定性,緩解投資不足。

控制權稀釋威脅:模型\\(2\\)與模型\\(3\\)中主并公司第一大股東持股比例\\(Top1\\)及其平方值\\(Top12\\)的回歸系數均不顯著,說明控股股東的持股比例對主并公司并購支付方式選擇的影響并不重要。其原因可能是,樣本中大部分并購樣本是由國有企業發起,并且中國上市公司“一股獨大”的股權結構特點使其在選擇并購支付方式時,不是十分關注公司控制權稀釋問題。

公司財務特征:現金持有比率\\(Cashval\\)在模型\\(2\\)與模型\\(3\\)中的回歸系數均在 5%的置信水平上顯著為負,表明主并公司現金持有比率越高,越有可能使用現金支付,支持 Martin \\(1996\\)and Hafford\\(1999\\)的結論。有形資產比率\\(Tan_asset\\)的回歸系數在模型\\(2\\)與模型\\(3\\)中均在 10%的置信水平上顯著為負,表明有形資產越多,可抵押資產越多,主并公司債務融資能力越強,因而面臨的融資約束程度越低,在并購交易中越有可能選擇現金支付方式。投資機會\\(Investop\\)在模型\\(2\\)與模型\\(3\\)中的回歸系數顯著為正,表明未來投資機會越多,為避免投資不足,主并公司越有可能使用股票支付,與 Martin\\(1996\\)以及劉淑蓮等\\(2012\\)的結論相吻合。主并公司的股價表現\\(Runup\\)在模型\\(2\\)與模型\\(3\\)中的回歸系數均不顯著,可能的原因是,相比于西方發達市場經濟國家,我國的監管制度導致上市公司并不具備利用股票的錯誤定價進行市場擇時的條件。在我國,公司發行股票審批制度的存在不僅有可能會延誤公司利用市場錯誤定價的機會,而且發行條件的存在也會限制主并公司使用股票支付方式。這一結論與李善民和陳濤\\(2009\\)以及劉淑蓮等\\(2012\\)的結論相似。

并購交易特征:相對交易規模\\(Resize\\)和關聯并購屬性\\(Related\\)在模型\\(2\\)與模型\\(3\\)中的回歸系數均顯著為正,說明在相對交易規模較大和關聯并購中,主并公司更偏好股票支付方式。這意味著,并購交易雙方信息不對稱程度越高,主并公司為了讓目標公司分擔風險而更可能選擇股票支付方式,支持Faccio and Masulis\\(2005\\)的信息不對稱理論。關聯并購更偏好股票支付的結論意味著控股股東在關聯交易中表現出對目標公司的“支持”而非“掏空”,股票支付降低了目標公司的資金壓力,因此可以更好地支持其發展,有利于分享目標公司的長遠收益。

此外,在加入所有控制變量后,模型\\(2\\)與模型\\(3\\) 的 Pseudo R2分別到達了 0.539 和 0.535,而且LR chi2 的對應 P 值為零,表明模型的擬合準確度較高。最后,本文還以 Shyam-Sunder and Myers\\(1999\\)的融資缺口對并購樣本進行了融資約束分組,對模型\\(1\\)~\\(3\\)的回歸結果進行了穩健性檢驗,模型\\(4\\)~\\(6\\)檢驗結果與模型\\(1\\)、\\(3\\)的回歸結果基本一致。

因此,融資約束與并購支付方式選擇的 Logit 回歸結果具有較強的穩健性。

\\(二\\)支付方式對并購績效影響的檢驗

在考察了融資約束對并購支付方式選擇的影響之后,我們將考察支付方式對并購績效的影響。

1.不同支付方式下的并購績效差異檢驗。表 6 列示了不同支付方式下的并購績效差異檢驗結果?？梢钥闯?股票支付的主并公司 CAR 在兩個窗口期全部為正,分別為 0.131%和 0.120%,并且在兩個窗口期的 T 檢驗值是顯著不為零,說明股票對價并購為主并公司股東創造了正的財富效應?，F金支付的主并公司 CAR 在兩個窗口期全部顯著為負,說明現金對價并購造成了主并公司股東財富的損失。同時,組間 CAR 差異值的檢驗在兩個窗口期上均顯著異于零。CAR 的實證結果初步驗證了本文的研究假設2。

2.并購績效影響因素的多元回歸分析。為了進一步檢驗支付方式對并購績效的影響,在控制其他變量的影響后,我們對支付方式對并購績效的影響進行了回歸分析。表 7 的回歸結果表明,股票支付的CAR 比現金支付的 CAR 在兩個窗口期分別高出0.068%與 0.074%,這與前面的主并公司的 CAR 單因素檢驗結果基本一致,不同之處在于控制其他影響因素以后,股票支付對 CAR 的影響程度小于單因素檢驗時的差異值\\(0.149%與 0.139%\\),說明主并公司績效還會受到其他因素的影響\\(如相對交易規模與關聯并購屬性等\\)。該回歸結果進一步驗證本文的假設 2,也表明了在我國的制度背景下,主并公司在并購交易中選擇股票支付方式將會傳遞出積極的信號,為主并公司股東創造正的異常收益,支持了 Chang\\(1998\\),Fuller,Netter and Stegemoller\\(2002\\)以及陳濤和李善民\\(2011\\)的研究結論。

\\(三\\)融資約束與支付方式對并購績效交互影響的檢驗

1.不同融資約束與支付方式下的并購績效差異檢驗。前文已經證明主并公司支付方式的選擇受到其融資約束程度的影響,因此,本文最后考察了融資約束與支付方式對并購績效的交互影響。表 8 的并購績效差異檢驗結果表明,在融資約束組,股票對價并購的 CAR 與現金對價并購的 CAR 在兩個窗口期的差異分別為 0.173%與 0.165%,并且兩個窗口期的 T 檢驗值在 1%的置信水平上顯著不為零;在非融資約束組,股票支付的 CAR 與現金支付的 CAR 在兩個窗口期的差異分別為 0.108%與 0.096%,兩個窗口期的 T 檢驗值僅在 10%的置信水平上顯著不為零。這說明融資約束組的股票支付的 CAR 與現金支付的 CAR 的均值差異與非融資約束組的股票支付的 CAR 與現金支付的 CAR 的均值差異之間具有一定的差異,初步證實了假設 3。

2.基于融資約束分組的并購績效影響因素的多元回歸分析。為了進一步證實不同融資約束與支付方式下的并購績效均值差異的檢驗結果,我們將樣本分為融資約束組與非融資約束組,控制其他變量的影響后,在兩個窗口期分別對并購支付方式對主并公司并購績效的影響進行分組檢驗,檢驗結果列示于表 9?？梢钥闯?融資約束組中,相比于現金支付的 CAR,在兩個窗口期股票支付的 CAR 分別高出0.087%與 0.092%, 并且其差異均在 5%的置信水平上統計顯著;非融資約束組中,相比于現金支付的CAR,在兩個窗口期股票支付的 CAR 分別高出0.010%與 0.015%,但其差異均不統計顯著。此外,我們根據融資缺口將并購樣本劃分為融資約束組與非融資約束組,進行進一步的穩健性檢驗之后,也得出了一致結論。因此,該回歸結果進一步證實了假設3,即相比于非融資約束的主并公司,存在融資約束的主并公司股票支付比現金支付的并購績效更好。

其可能的原因在于,融資約束的主并公司選擇股票支付方式向市場傳遞出并購交易的積極信號,以及融資約束的主并公司在并購之后積極構建有效的內部資本市場并且對公司資源重新配置,放松了主并公司的融資約束,緩解了投資不足問題,給市場投資者一個理性的預期;相反,非融資約束的主并公司選擇股票支付方式所傳遞出的積極信號的程度不如融資約束公司的股票支付。

六、研究結論與啟示

本文以 2009 年 1 月 1 日至 2011 年 12 月 31 日期間我國上市公司發起的并購事件為研究對象,主要關注主并公司的融資約束程度與并購交易雙方的信息不對稱問題,研究了融資約束程度對主并公司支付方式選擇的影響,不同支付方式選擇對主并公司并購績效的影響,以及主并公司面臨的融資約束程度是否會加劇支付方式的選擇對并購績效的影響。實證結果表明,相比于非融資約束的主并公司,存在融資約束的主并公司在并購交易中更傾向于選擇股票支付方式,這主要是由于并購前融資約束公司將更多現金及現金等價物留存于內部,與融資約束公司并購前現金持有的預防性假說及較高的現金機會成本假說相一致,也表明存在融資約束的主并公司在選擇并購支付方式時,并不遵循優序融資理論?，F金支付的主并公司獲得了顯著為負的財富效應,但是股票支付的主并公司有顯著為正的財富效應,并且在控制相關影響因素的情況下,股票支付對主并公司 CAR 的影響仍顯著為正,這一結論與近幾年國內外關于主并公司股票支付的并購績效優于現金支付的并購績效的研究結論相一致,可見并購交易中選擇股票支付方式向市場傳遞出并購交易的積極信號;相比于非融資約束的主并公司,融資約束的主并公司股票支付比現金支付的并購績效更好,可見,融資約束的主并公司選擇股票支付方式傳遞出更強的積極信號,為主并公司股東帶來正向的財富效應。此外,采取股票支付還可以促進資本市場的容量擴張,有利于資本市場的功能完善和效率提升,應當鼓勵上市公司采取股票支付來完成并購交易。