以往研究者通常以股票市场是有效的作为假设前提,用并购宣告日前一段时间股票的累积超常收益率来衡量并购效果。因此要求股票市场能够在并购发生前就准确预测并购的结果,这个假设前提的要求是非常高的,如果允许股市用更长的时间来检验并购的绩效,那么对于股票市场有效性的要求就降低了许多。对于国内并购中通常被证实的被并购方在并购前后股票价格上涨这一事实,一方面表明股东从并购中获得了超常收益,从这个意义上理解,并购对目标公司原有股东产生了正的收益；另一方面,如果外资并购被用作题材炒作的对象,那么其股价上扬就只能是暂时的,从长期来看投资者并不能从并购中获益。因此,本章对比分析了我国上市公司被外资并购前后一个月的短期超常收益率以及前后三年的长期超常收益率,从而得出了关于外资并购的效果如何以及股市有效程度如何的结论。

(一)样本与数据准备

谢文捷(2003)等认为,广义的外资并购可以定义为：使外资在国内企业中获得重要控制权的事件。控制权的转移一般以全部或部分所有权的转移为前提。因此,鉴于研究样本数量的需要,本章采用了上述广义的定义方法,在选择样本时采用的标准是选择使单个外资所占股权在上市公司股东中排名第一或第二的事件。事实上,当外资股东在中国内地企业的股权排名第二时,其在经营过程中所起的作用就非常明显了,所以选样标准从外资影响的角度而言具有合理性。

根据上述定义,1995—2003年底,共40家上市公司被外资并购,其中3家上市公司的股票价格无法获得。获取股票价格数据的窗口期为三年,即获取了37只股票并购前半年和并购后两年半时间内的股价,每月取月底的收盘价。对于并购宣告日前后各一个月时间内的股价,还获取了每日的收盘价,详细分析这两个月的窗口期内股价的变化趋势。

可能出现的情形及相应推断如下：

情形1：超常收益率前期为正而后期为负,则外资并购的效果不理想,而且并购事件中存在严重的题材炒作,投资者对于外资并购的预期是非理性的；

情形2：超常收益率前期为正而后期非负,则外资并购的效果不理想,且中国股市是有效的,投资者的预期是理性的；

情形3：超常收益率前期和后期都不显著为正,则外资并购的效果不理想,但中国股市是有效的,投资者的预期是理性的；

情形4：超常收益率前期非正而后期显著为正,则外资并购的效果不理想,但投资者在并购发生时没有预期到这一点。

(二)短期超常收益的定量分析

R j,t是j股票在t 日的收益率；P j,t是j股票在t 日的收盘价；P j,t－1时j股票在t－1日的收盘价。

同期大盘指数(深圳交易所综成指数和上海证券交易所综合指数)的日收益率为：

其中,R m,t是与样本中公司股票收盘价格观察日t 相对应的上海或深圳证券交易所综合指数日收益率,P m,t,P m,t－1 分别是观察日以及前一天的收盘指数。

根据最常用的市场模型法,各股票每日的超常收益率为：

AR jt是股票j在t 日的超常收益率；R jt是股票j在t 日的实际收益率；α＋βR mt是拟合的股票市场模型,其中R mt是市场的收益率,以上证综合指数和深圳综成指数来计算。α,β 为市场模型的参数,理论上应该用j股票在并购事件发生前的每日收益率和市场收益率来拟合估算,但由于1/6的股票在并购日之前没有上市或上市时间不长,拟合难度较大。鉴于综合指数对于股市变化趋势具有较强的代表性,对此作了简化处理,设α＝0,β＝1。

分别按并购年份和产业分类来计算不同年份和不同产业的平均超常收益：

AAR t是t 日的样本数据中股票的平均超常收益率,N 为样本中股票的数目。

累积超常收益率：

CAAR tl是t 日到L 日的累积超常收益率。(www.daowen.com)

多德和鲁巴克(Dodd和Ruback,1977)、阿斯奎斯(Asquith,1983)等学者认为并购对公司股票价格的影响可以用该股票价格在收购期间的累积超常收益率来衡量。为检验超常收益率是否显著为正,对上面按并购发生的时间和被并公司所属产业计算出的累积超常收益率进行了t 检验。

对于所研究的每个年份或产业各得出一组t∈(－30,30)窗口期的累积超常收益率的数据,进行单样本t 检验。建立假设H 0：μ＝μ0＝0,H 1：μ≠μ0,检验水准为双侧0.05。检验窗口期分成两个,即t∈(－30,0)和t∈(－30,30),由此可以分别了解并购宣告日之前和并购宣告日前后各一个月内的累积超常收益率的分布。

分别按并购发生的年份和产业分类列出了我国上市公司被外资并购前后短期累积超常收益率T 检验结果如下：

按年份分类的短期累积超常收益率T 检验结果是,如果用0.05的显著性水平来判断显著程度,那么,2000、2001年以及2003年外资并购前投资者获得的超常收益与0没有显著差异。而其余年份,因为T 值均为正数,且显著性小于0.05,所以可以认为在并购前即得的超常收益就已经显著为正。从并购前后各一个月累积超常收益率来看,只有2003年的超常收益率与0没有显著差异,其余年份均显著为正,且总样本的T 检验结果显著为正。

结论7-1：除个别年份(2003年)外,我国上市公司被外资并购事件发生前后,投资者均获得了显著为正的超常收益率。

按产业分类的短期累积超常收益率T 检验结果是,如果用0.05的显著性水平来判断显著程度,那么,除第2类产业——高技术制造业外资并购前投资者获得的超常收益与0没有显著差异外,其余年份显著性水平小于0.05,而窗口期(－30,30)内的累积超常收益率的显著性水平均低于0.05,因此,所有产业并购前后的累积超常收益与0都存在显著差异。其中,第一、二、三类产业——传统制造业,高技术制造业,汽车及专用设备制造业显著为正,第四、五、六类产业——食品加工业、金融保险业、商业及其他产业显著为负。

结论7-2：我国上市公司被外资并购事件发生前后,所有产业的累积超常收益率均与0存在显著差异,但有些产业显著为正,有些产业显著为负。

(三)长期超常收益的定量分析

长期超常收益的计算方法与短期超常收益的计算方法相同。但是需要考虑研究区间内发生的重大事件,如股东变化导致股份结构变动、分红、增发、送股、配股,可转债转股等重大股市事件。对发生上述事件时候的股价进行调整。①将研究区间内发生重大股东变化导致单个外资股份减少至不在前两大股东之列或者公司第一大股东发生变化的样本予以剔除。事实上所选样本都没有出现这类事件。②当股票分红派息时,因为上证指数和深圳成指不予修正,任其自然回落。所以,也不做修正。③股本数量变动(增发、送股、配股、可转债转股等)时,股价会有非市场因素的调整。为了使调整前后股价具有可比性,将股价的调整作一个逆变化。送股：调整日可比收盘价＝送股调整日收盘价×(1＋送股率)；增发新股或配股：调整日可比收盘价＝调整日收盘价×(1＋增发新股或配股率)—配股价或增发新股价×增发新股或配股率；可转债转股的处理同增发和配股。

因此,股本数量变动之后,可比收盘价＝每日收盘价原始数据＋调整日可比收盘—调整日收盘价。对于发生两次以上股本变动事件的,按时间先后逐一调整。因此,按照公式(7-1)～(7-5)计算累积超常收益率时需要注明的是公式(7-1)中的P j,t为每日可比收盘价。

按并购年份分类的并购后两年半窗口期累积超常月收益率T 检验结果是,所有年份并购后两年半内的累积超常收益率的T 值均为负。如果用0.05的显著性水平来判断显著程度,则除1999年以前并购发生后的累积超常收益率与0没有显著差异外,其余年份因为T 值均为负数,且显著性小于0.05,所以可以认为并购后超常收益率显著为负。而且,1999 年以前的显著性水平也仅仅为0.093。最后,总样本的T 检验结果显著为负。所有年份外资并购后两年半内的累积超常收益率均为负数,且检验结果基本上都显著。

结论7-3：根据股市效应判断,我国上市公司被外资并购后的绩效降低,且与并购发生的时间无关。

按产业分类的并购后两年半窗口期累积超常月收益率T 检验结果是,除第2类产业——高技术制造业以外,其余产业并购后两年半窗口期的累积超常收益率的T值为负。除第六类产业——商业及其他的显著性水平以0.064略高于0.05的检验标准以外,其余产业的显著性水平均小于0.05。

结论7-4：根据股市效应判断,外资并购的绩效按产业类型分类后呈现出明显差异。高技术制造业的绩效明显提高,其余产业的绩效降低。

(四)短期和长期超常收益率对比分析

按并购年份的分类来看,累积超常收益率除2003年并购发生时和1999年以前发生的并购在后期不够显著外,所有年份得出的结果与总样本得出的结论基本一致,即属于上文所述的第1中情形：超常收益率前期为正而后期为负。可见各年份之间的差异不大,与总样本所得出的结论基本一致,即外资并购的绩效较差,而且并购过程中存在严重的题材炒作,投资者的预期是非理性的。

按产业分类来看,各产业之间的差异较大,分别出现了前面所列举的四种情形中的三种,其中传统制造业和汽车及专用设备制造业反映的情形与总样本一致；食品加工业,金融保险业,“商业及其他”三类产业外资并购绩效不理想,但投资者没有表现出过高的预期；高技术产业是唯一反映外资并购效果较好的产业,且被股市在早期预测到了。