國外學者對M&A溢價的影響因素做了大量的研究。尼爾森(1973)等人研究了M&A和M&A溢價的協同效應之間的關系。他們試圖找出主要合並公司的預期協同效應在多大程度上可以解釋M&A溢價。Nielsen等人選取了18個反映協同效應動機的因素，運用線性多元判別法(LMDA)進行了實證分析。他們的研究以128例換股M&A為樣本，按照溢價水平將樣本分為三組:溢價20.30%的30例M&A為基準組，溢價超過30%的50例為高溢價組，溢價低於20%的48例為低溢價組。通過使用LMDA方法識別18個因素，發現以下四個因素對M&A溢價有顯著影響:
(1)相對市盈率；
(二)被合並主體企業的主要利潤比例；
(三)合並前後每股收益變動的預計百分比；
(四)合並前後預計現金流量比率。
前兩個因素的判別系數為正，即數值越高，保費越高；後兩個因素的判別系數為負，即數值越高，保費越低。
Melicher(1978)等人在另壹篇文章中再次研究了M&A溢價與各種金融變量之間的關系。本文Melicher等人將M&A分為三種類型:占據較大市場份額、進入新領域和混合並購，以116證券交易所M&A案例為樣本，通過多元線性回歸估計，發現被並購公司的PE倍數(RPE)和被並購公司在M&A之前的百分比變化(△EPS)與M&A溢價顯著相關，而其他財務比如，被並購企業的每股收益數據除以並購前四年的平均每股收益得出的每股收益變化趨勢之間缺乏相關性，人們普遍預期被並購企業會為每股收益趨勢相對較高的企業支付更高的溢價。Ferris(1977)等人研究了現金並購溢價與各種解釋變量的相關性。本文重點研究了現金並購中溢價的確定，並根據50起現金並購的回歸估計，提出了現金溢價模型參數的經驗估計。Ferns等人認為，M&A溢價是被並購企業股權分散程度(Si)、股票近期歷史價格(Pi)、整體市場狀況(M)和被並購企業相對談判地位(Bij)的函數。其分析結論是:Si越大(股權越分散)，M&A溢價越高；Bij越強，支付的保費越低。至於Bij，情況取決於內部信息並購前主被並購方擁有的被並購方股份數量。委托方和合並方的財務狀況；被合並的管理層對合並的反對程度。上述兩個因素的作用在統計上是顯著的。但是Pi和m對保費的影響是不確定的。上述研究證明，主並購公司的業績越好，支付能力越強，並購時支付的溢價越高。我們將參考上述文獻提供的研究方法，利用中國M&A案例的相關數據，對相關因素對M&A保費的影響進行實證分析。在進行實證分析之前，需要確定研究的樣本和變量，即哪些公司的數據被用於本次研究，哪些因素可能對M&A溢價產生顯著影響。首先，我們選取了在1998和2001之間完成的11 M&A作為研究樣本。樣本見表1:
表1:11 M&A案例簡介:收購方預案公告日及收購方收購日期:太極集團(600129)重慶中藥(0591)1998-02-17+03清華同方(600100)魯鷹電子9)西南藥業股份有限公司(600666)2001-05-15田慧熱電股份有限公司(000692)蓮舫股份有限公司1999-12-31註:資料來源於相關公司公告摘要。
樣本公司的選擇遵循以下原則:
(1)主合並與被合並公司合並前三年的主要財務數據比較完整；
(2)通過並購，被並購公司取得被並購公司的控制權；
(3)由於1995之前的財務數據不規範，M&A公告時間不能早於1998。因為上市公司的數據比較準確完整，所以選取的主並公司都是上市公司。有些被並購公司雖然不是上市公司，但都選擇了仍然可以從主並公司的年報和公告中得到必要數據的公司。根據這些原則，我們選擇了11並購，涉及21家公司(其中1家公司分別收購了另外兩家公司)。11並購平均溢價為174-18%，其區間在758-26%和10-10%之間。
分析變量由以下步驟確定:
(1)把文獻中提到的各種因素作為候選變量；
(2)對M&A保費上的所有候選變量做散點圖，考察每個變量與M&A保費的相關性，先刪除那些與M&A保費缺乏相關性的變量；
(3)考察篩選後剩余變量之間的相關性以及變量與M&A增值和增值分布的關系，並在此基礎上對變量進行分類；
(4)考察變量之間的可替代性，並考慮所需數據獲取的難易程度，最終確定變量為16。
樣本公司財務數據的主要特征如表2所示。
表2:21樣本公司財務數據特征:M&A前3年均值:M&A前第二年1:M&A前第三年1:主並公司高收益比例(%)90.9095438+0100.0000090+072.50000000006總資產(%)8.30665438+8平均凈利潤/總資產(%)6.32186.6646 . 93225.3668 4。平均凈利潤/總資產差額1.98430.81991.89133.2419 p . value 0.26850.26850.500555556 Roe 0.16440.13130.65438主並購公司的負債/權益比率高(%) 45。股權比例為0.95760.83380.991.041311，被合並公司的債務/股權比例為1.1.0438+0.5438.500050566平均債務/股權比例差為-0.2212-被合並公司的每股收益為0.22830.21780.26430.26438+05，每股收益差為0.21500.18620.14130.3174 P . value 0.02080.0040.138
從表2中可以看出，主被合並公司往往比被合並公司盈利能力更強，表2中各項的平均值也優於被合並公司，但兩者在90%的置信水平上沒有顯著差異，屬於正常波動範圍，主被合並公司的凈利潤/總資產比率、凈資產收益率和每股收益在合並前三年壹直呈逐年下降趨勢。埃斯特明(1986)的研究樣本顯示，主被並購公司在並購前經營狀況惡化，且主被並購公司的盈利能力明顯低於被並購公司。在樣本的計量經濟估計中，由於某些自變量存在多重共線性，且變量個數大於樣本個數，所以不采用普通的最小二乘法，而采用更合適的偏最小二乘法回歸。實證檢驗的結果如下:
表3:采用偏最小二乘回歸方法進行實證檢驗的結果變量代碼重要性系數本次並購前，主要並購公司的並購數量N0.67-0.0070整體市場情況△INDEX0.420.0806支付方式(股份轉換:1；現金:0)p 1 . 070 . 1611 M&A式(縱橫:0；混:1) k0.66-0.0531被合並公司合並前總資產asset 1.28-0.2419被合並公司合並前總資產asset 1.25-0.2093主合並/被合並公司凈資產收益率為ROE 1.16-0.123合並/合並每股收益趨勢(前1年/前2、3年平均值)repst 0.76-0.0923。合並/合並後EPS的變化(最近3年的方差/均值)REPSV0.78-0.0476總資產的差異DL0.630.1415主合並公司合並前兩年的平均現金流變量CFA 0.79-0.1065(負債/總資產)變化率(前1年與前2年的比值)△LA438+01主並公司前1年ROEEA 0.76-0.1545主並公司前1年ROEEA 0.660 . 0287主並公司前1年roe ea註:本表數據采用simca.p統計軟件計算。
根據偏最小二乘法的回歸結果，我們可以看到只有壹個因素的重要性大於2(效果非常顯著)，即主並購公司的負債/總資產變化率。該變量的正系數表明，債務狀況越嚴重，主並購公司為並購支付的溢價越大。因此可以認為，主並購公司希望通過並購擺脫債務困境的主要原因是願意支付溢價。這也反映出，對於這些樣本公司來說，企業並購並沒有成為企業實施發展戰略的壹種方式，而是在很大程度上把並購變成了短期內快速提升業績的壹種手段。
重要性在1~2之間(顯著影響)的有五項:
(1)支付方式的系數為正，說明換股支付的溢價相對大於現金支付的溢價；
(2)合並前主要合並公司的總資產。壹般來說，主並購公司規模越大，越有可能擁有資源和專業知識，更容易在並購中獲得談判優勢，因此有可能支付較少的M&A溢價。所以這個變量的系數應該是負的；但是，規模大、支付能力強往往導致保費較高。樣本公司的變異系數為負，表明主並公司規模越大，越有助於降低支付的M&A溢價。
(三)合並前被合並公司的總資產。從理論上講，被並購公司的規模越大，M&A的規模效應越明顯，規模越大的公司談判能力越強。因此，合並後的公司越大，越有可能獲得M&A溢價。所以這個變量的系數應該是正的。而樣本公司的系數為負，說明合並後的公司並沒有因為規模大而獲得更高的保費，這可能是由於規模大支付的總金額大，從而增加了M&A公司的支付壓力，這將有效抑制M&A保費的上漲。
(4)主被合並公司與被合並公司的凈資產收益率系數為負，說明樣本中主被合並公司在合並前盈利能力越差，合並時支付的溢價越大，而主被合並公司在合並前盈利能力越強，合並時支付的溢價越少。這與國外學者的研究結論相反，表明樣本中的主要並購公司希望通過並購的方式改善經營狀況和盈利能力。越是差的企業，越是渴望用並購挽回敗局，為並購支付高額溢價，再次反映了中國企業M&A心態的不成熟。很多上市公司純粹為了粉飾報表而進行的所謂“報表並購”就是這個結果的最好註腳。
(5)主並公司前1年的市盈率系數為正，反映了主並公司支付高溢價的自由度。而且根據變量之間的相關性分析，該變量與支付方式正相關，即高PE比的公司傾向於以換股方式支付溢價，支付的溢價大於低PE比的公司。因為高市盈率公司的股價可能被市場高估，此時采用換股方式對主並公司有利。
根據我們的分析，上述六項對M&A溢價有顯著或顯著影響。其他項目的影響非常有限；但具體來說，每壹項的情況還是不壹樣的。雖然並購數量、整體市場情況、並購類型、並購雙方負債/總資產差異、被並購公司前1年ROE等因素對溢價的影響有限，但其系數方向與經驗壹致，即被並購公司的並購經驗、市場的繁榮程度、橫向或縱向並購、 被並購公司的負債率越低，被並購公司上壹年度的凈資產收益率越高，那麽反之，則低。 而其他五項(主並公司EPS變化率、主並公司現金流變量、被並/主並EPS變化、被並/主並EPS趨勢、主並公司前1年ROE)的系數與實證結果相反，意味著主並公司業績越差，其支付的M&A溢價越高，進壹步印證了上述判斷，即 M&A這些樣本公司的主要目的是擺脫困境，希望在短期內迅速改善業績。 為了保證實證分析結果的科學性，需要進行敏感性分析，看不同方法得出的結論是否存在明顯差異。這裏我們用的是小樣本逐步回歸的方法(這種方法的應用參考肖曉楠的文章和張、方開泰的作品。)。在使用該方法時，采用了分階段逐步回歸的篩選方法，克服了小樣本的缺陷，取得了滿意的結果。基本方法是將解釋變量隨機分成若幹批，使每批自變量個數小於樣本個數的壹半，然後在相同顯著水平下分階段、分批次進行逐步回歸。首先對每批解釋變量進行回歸分析，選擇對因變量有顯著影響的因素；然後將從每批中選取的變量隨機分成若幹批，繼續逐步回歸，選取對因變量有顯著影響的因素；這壹過程壹直持續到最終選出幾個對因變量有顯著影響的解釋變量。在顯著性水平均為0.05的情況下，分階段分批進行逐步回歸分析，結果如表4所示:
表4:逐步回歸結果:分階段分批選取變量的顯著性；F的值；P的值；11 CFA；△LA，△EPSA，RROECFA，△LA9.8440.007 2REPST，REPSV，△EPS，n，△INDEX；沒有3K，豌豆，ROEA，羅埃。DL沒有21CFA，△LACFA和△LA9.8440.007 .選取的變量是CFA(現金流量)和△LA[主並公司變化率(負債/總資產)]。結果如下:
δ= 360.984-5681.989 CFA+358.222△LA
測試結果如表5所示。
表5多元回歸檢驗:
(壹)多元回歸f檢驗結果:模型平方和自由方均值F值顯著性1回歸359009.7538+026438+079504.869 . 8440.007總殘差+008888888886多元回歸t檢驗結果模型非標準系數(β)標準差標準化系數(β)t值顯著性1常數項360.9849495 . 4953950.003通過篩選，只有並購前兩年的負債/總資產變化率和平均現金流量變量對並購溢價有顯著影響，前者為正，後者為負，這與偏最小二乘回歸的結果基本壹致，即並購溢價主要與並購前並購公司的經營狀況有關，並購公司經營業績越差，為並購支付的溢價越大。
如果按照M&A的類型將樣本分為兩類，橫向和縱向M&A為壹類，混合M&A為另壹類，仍然采用偏最小二乘回歸方法分別考察兩類M&A的保費影響因素，可以得到表6:
表6按M&A類型變量的實證檢驗結果橫向和縱向M&A系數系數重要性混合M&A系數重要性代碼- 0.00770.65N本次合並前主要合並公司的整體市場情況0.02210.33△指數支付方式(證券交易所:1；現金:0)0.12041.09P M&A型(縱橫:0；混合:1)K合並前被合並公司總資產-0.19271.330 . 08390.73 asset b主被合並公司合並前總資產-0.24600.95-0.15781.37 asset a主被合並公司。被合並公司的凈資產收益率為-0.11631.170.10630.92。合並/主合並EPS(前1年/前2、3年平均值)趨勢為-0.008438+0638。主並的EPS變化(3年方差/均值)為0.00070.56-0.1.5021.31 repsv。合並雙方負債/總資產差額0.10810.630 . 05180.45 dl主合並公司合並前兩年平均現金流量- 0.22930.74-0.04860.42CFA主合並公司(負債/總資產變動率)0.63532.12-0.6553838+06670 . 780 . 15261.33 pea主要並購公司的凈資產收益率為0.1.18960.84-0.08260.72 ROEA被並購公司的凈資產收益率為1.200088866 0ROEB從表6可以看出，橫向並購和縱向並購的實證結果基本壹致結合其他變量的重要性和影響方向，我們還可以得出以下結論:樣本公司在面臨業績下滑和負債增加的困境時，更願意進行並購，支付較高的M&A溢價。
然而，混合並購的實證結果是不同的。
首先，在混合並購的實證結果中，沒有對M&A溢價產生顯著影響的變量；
其次，主並公司(負債/總資產)變動率的系數為正且不顯著，主並公司和雙方負債/總資產的現金流變量不明顯。換句話說，扭轉主並購公司的經營和負債下滑並不是混合並購的主要目的。
從表6可以看出，被合並/主被合並公司的每股收益變化和主被合並公司的每股收益變化率對混合M&A溢價的影響明顯不同於橫向和縱向的M&A溢價。這兩個系數都是負值，比橫向和縱向並購重要得多，所以可以認為混合並購的主要目的是提高盈利能力。通過以上研究和分析，我們可以得出以下結論:
(1)國外研究表明，被並購公司具有更高的市盈率、更高的利潤和更多的現金流，且被並購公司規模更大、資產負債率更低、業績更好，因此被並購公司將支付更高的M&A溢價。然而，通過對樣本公司的研究，我們發現這些公司的情況恰恰相反。主並購公司的負債率越高，盈利狀況越差，就越願意為並購支付高溢價。經過敏感性分析，這個結論仍然成立。這說明這些樣本公司並購的目的主要不是為了發展，更多的是為了擺脫困境。這不僅影響了M&A作用的充分發揮，也不可避免地加大了M&A溢價的範圍，增加了M&A的成本..11 M&A案件僅占我國近年來M&A案件的壹小部分(1998-2000年，僅涉及上市公司控股權轉讓的M&A案件就有552起)，但其反映的現象在壹定程度上具有代表性。
(2)在篩選出的對M&A保費影響較大的16項因素中，只有6項具有統計顯著性，其余10項的結論不具有統計顯著性，有壹半與理論和經驗的結論相反。這進壹步說明樣本公司的M&A行為不規範，市場化程度不夠，非市場因素的影響仍然很大，短期戰術考慮優於長期戰略考慮。
(3)根據樣本公司的情況，我們可以看到，影響M&A溢價的主要因素有以下幾個:支付方式、主被合並公司和被合並公司的總資產、主被合並公司的凈資產收益率、市盈率、每股收益、M&A前現金流量和負債/資產比率。此外，並購數量、市場狀況、並購類型、被並購公司前65，438+0年的凈資產收益率也對M&A溢價有壹定影響。這壹研究為考慮如何減少公司並購中的溢價支付提供了壹個方向。有的公司受制於自身條件，如公司規模、業績、並購數量等指標；其他的可以由公司來追求，比如市場情況，公司的市盈率，負債/資產比等。也就是說，公司可以選擇在市場相對疲軟、公司股價相對較高、公司資產負債率相對較低、公司現金流相對充足的時候進行並購，可以有效減少M&A溢價的支付。當然，該公司在M&A有更多的知識和經驗，包括書本經驗和實踐經驗，這將有助於減少支付M&A溢價。這裏應該註意的是，在其他條件相同的情況下，較高的M&A溢價有時意味著在M&A之後有更大的協同效應，並且有更快利潤增長的前景。因此，對於主並購公司或投行來說，能做的就是在公司利潤增長前景和M&A溢價之間找到平衡點，盡量擠出利潤增長分析中的水分，讓M&A溢價物有所值。