異質預期、非理性行為與并購績效

王　擎

內容摘要本文運用事件研究法，對2002-2005年的滬深上市公司并購行為進行了調查，發現反映投資者非理性行為的市場換手率、封閉式基金折價指數和個股超額換手率與公司并購后超額收益存在顯著負相關關系。本文認為，Miller(1977)的觀點并不完全成立，投資者異質預期并不是導致公司并購前股票上升和并購后股價下跌的主要原因，投資者非理性行為扮演著重要的作用，股票的定價應該更充分考慮投資者的非理性行為。

關鍵詞異質預期；非理性行為；并購；事件研究

一、引言

西方的公司并購理論(如協同效應、代理理論、自大假說、現金流量假說等)認為并購能為雙方股東帶來財富的增長，支持“并購創造財富”的觀點。但現實的研究卻有很大出入，目前基本達成一致的看法是：目標公司的股東獲得了顯著的正的超額收益，但收購公司在并購后的表現卻差強人意，無論從收購后短期(3—5天)還是長期(3—5年)看，收購公司股東財富都受到顯著損失。國內學者對我國并購市場的研究也得出了類似的結論。

傳統研究主要從并購特征(如付款方式、公司規模、股票換手率、賬面一市值比率)出發，解釋公司并購后績效下滑的原因。近年來的研究從異質預期(Homogeneous Expectations)角度對并購績效進行了解釋。對于異質預期下的股價行為，Miller(1977)提出一種代表性的觀點，他認為，在禁止賣空的條件下，投資者存在異質預期時，證券價格主要由其中的樂觀投資者決定，樂觀投資者會傾向于推高證券價格，而使證券預期收益下降，當期收益上升。Alexandridis等(2005)運用英國的并購數據，發現了異質預期與上市公司并購績效之間存在顯著的負相關關系。賴步連等(2006)，陳國進等(2007)找到了相應的證據，而Lee，Shleffer和Thaler(1991)，Jiang Wang等(2006)則持有相反的觀點。

因此問題是：異質預期是否能夠解釋并購后公司股價的下滑?賣空約束條件下的異質預期是否一定能夠導致股價的上升?

異質預期意味著市場上存在知情交易者和非知情交易者，二者對信息的占有和處理存在較大差異。在有效市場下，股價在信息公告后應立即反應到合理水平，并不會出現長期持續下跌。另外，從Jiang Wang等(2006)的研究結論可以推論出，如果賣空約束下的異質預期導致股價的單一走高，按照股利定價模型，對并購后公司業績的樂觀預期成為股價走高的主要因素，則意味著異質預期并不會影響股票的系統風險，也就是說，異質預期應該只造成公司特有風險的變化，當樣本數量足夠大時，公司的特有影響會相互抵消，既然如此，股票在并購前后就不應該出現明顯的異常收益(Abnormal Remm)。因此，本文認為，僅是投資者異質預期難以解釋并購公告前股價上升、公告后股價下跌的普遍現象。要完整地解釋這個現象，應該將投資者的非理性行為納入分析，可能的原因是，異質預期下的信息不對稱加劇了投資者的非理性行為，股價出現過度反應(overreaction)，導致事后股價持續走低。

隨著行為金融學的發展，近年來越來越多的研究開始討論投資者非理性行為對股票定價的影響。在資產定價理論中，理性投資者被定義為那些能夠依據經濟狀態的客觀概率行事的投資者(Lucas，1978)，他們運用客觀概率尋求效用的最大化。相對應的，非理性投資者被定義為不按經濟狀態的客觀概率行事的投資者，在市場上可能更多受到其他投資者行為影響或投資者情感影響而表現出羊群效應或追漲殺跌等現象。非理性投資行為對證券定價的影響一直存在爭論，Friedman(1953)認為在一個充分競爭的市場上，非理性投資者不能幸存，理性投資者行為決定著資產的定價。而De Long等(1991)認為非理性投資者的交易行為可能使理性投資者面臨噪聲交易風險，非理性投資者反而可在非理性行為中獲利從而戰勝理性投資者。Jiang Wang等(2006)通過構建理論模型進一步證明，非理性投資者的幸存和對股價的影響是獨立的，即使非理性投資者在市場上擁有較少的財富，仍然對股價產生實質性的影響。在實證研究方面，Neal and Wheatly(1998)，Brown and Cliff(2005)，Baker and Wurgler(2006)都發現了非理性行為在證券市場上存在的證據。

二、研究設計

我們采用CSMAR兼并與重組數據庫中的樣本，時間為2002年1月1日至2005年12月31日。我們選取的標準如下：(1)只選擇上市公司作為收購公司的情況，剔除上市公司作為被收購方的情形；(2)對于一年中涉及多次并購行為的上市公司，由于兩次并購期間收益可能失真，我們只選擇每個公司最后一次并購事件進行研究，并且兩次并購事件至少相差半年；(3)作為檢驗的需要，選擇的樣本在公告前至少有90個交易日的運行時間；(4)剔除不成功的交易；(5)由于金融行業的特殊性，剔除金融行業樣本。滿足上述條件后，我們得到了895家樣本上市公司。

(一)主要變量

1投資者異質預期。異質預期本質上反映了投資者持有的不同看法，主要根源于證券市場的信息不對稱。Steve(1988)用證券分析師的意見分歧來反映投資者異質預期，Houge等(2001)用買賣價差(bid—ask spread)作為衡量信息非對稱的指標，本文采用Dierkens(1991)Moeller，Schlingemann and Stulz(2004)的特異波動性作為信息非對稱的替代指標。特異波動率(volatility)定義為經市場收益調整后的證券收益的標準差。對并購事件的認定以公司首次公告為準。以首次公告前30個交易日的股票特異波動性來衡量投資者的異質預期程度。特異波動率越大，投資者的異質預期越高。

2非理性行為。對投資者非理性行為從兩個方面進行刻畫，一個是市場層面的非理性行為，這通常被稱為投資者情感(Investment Sentiment)；另一個層面是投資者在某只股票上的非理性行為。

(1)國外文獻衡量股票市場投資者情感的代表性指標有封閉式基金折價、開放式基金凈贖回、股票市場流動性、股票IPO首日的收益、權益證券發行占比、風險態度指數、投資者買賣意愿調查指標等。本文結合我國實際，選用封閉式基金折價(CEFD)和股票市場換手率(Turnover)兩個指標來衡量投資者情感的大小。進一步，采用Baker and Wurgler(2006)的方法，將市場的走勢從投資者情感變量中分離出來：

Is₁=a₁+β₁Indext+Σ₁

其中，Is₁是投資者情感指數，Indext是采用滬深300指數。分別用CEFD'_it和

Turnover'_t。來表示去趨勢后的封閉式基金折價指數和股票市場流動性。

(2)本文用個股超額換手率來衡量投資者對某只股票交易的非理性行為。為了消除整個股票市場的共同影響，我們采用超額換手率指標DT_it,假定市場t日換手率為MktT_t，股票i在t日的換手率為T_it，則：

DT_it=T_it—MktT_t

3并購后股票超額收益。計算長期收益率主要有兩種方法，一種是Fama(1969)首先提出的累計超額收益率(CAR)方法，另一種是買人并持有收益率計算方法(BHAR)。一般來說，CAR的估計結果可能過小，而BHAR的估計可能偏大。因此，本文分別用兩種方法對并購后股票的超額收益進行分析。

4公司特征變量。本文選用交易規模(RZ)、關聯交易(RT)和買方盈利能力(ROA)作為控制變量。交易規模表示為并購交易余額與收購公司總市值比值。關聯交易變量為啞變量，關聯交易并購記為1，否則為0。

(二)檢驗方法與模型

本文采用事件研究法來研究投資者異質預期、投資者情感和并購績效的關系。選定并購的首次公告日為事件的0點，事件的估計窗口為(-90，-31)，事件的考察窗口為(-30，30)。

本文實證檢驗的模型為：

AR_i=a+b₁HE_i+Σ_i(1)

AR_i=a+b₂IB_i+Σ_i(2)

AR_i=a+b₁HE_i+b₂IB_i+b₃CV_i+Σ_i(3)

式中，AR代表股票的超額收益，分別采用CAR和BHAR進行檢驗。HE是異質預期指標，用特異波動率(VT)進行檢驗。IB為投資者非理性行為指標，采用股票市場換手率(Turnover)、封閉式基金折價指數(CEFI))和個股超額換手率(DT)進行檢驗。CV代表公司特征向量，bi為估計系數。

三、實證檢驗及結果分析

(一)描述性統計

在進行截面回歸時，解釋變量采用并購公告前30個交易日的平均值，被解釋變量采用并購公告后30個交易日的數值。本文研究所涉及的所有被解釋變量與解釋變量的描述性統計結果如下：

首先，公司在并購公告后30個交易日的超額收益呈現為負數，所有樣本的平均CAR為-0.6％，BHAR為-1.2％，這與文章的假設一致。樣本股票的平均異質波動率為1.39％。其次，從投資者情感看，市場在并購前30天的平均換手率為0.87％，經指數調整后的平均換手率為0.13％，顯示出樣本期間的市場換手率高于平均水平。樣本期間封閉式基金平均折價為2.49％，反映出該時期投資者的非理性行為程度較高；個股超額換手率DT為0.12％，顯示樣本公司在該時期的交易頻率高于市場平均水平。另外，從公司特征變量看，并購的交易金額與收購公司規模之比平均為44％，但波動很大，最高的達到收購公司的10倍。公司在并購前三年的平均資產收益率為3.98％，但也有不少公司收益為負。并購樣本中涉及關聯交易的占57.3％，未涉及或未披露的(未披露的按不涉及關聯交易處理)占42.7％。

計算出并購前后30個交易日的BHAR值和CAR值(圖略)，無論是BHAR還是CAR都體現出相同的走勢，在并購前30天的超額收益并不顯著，但在并購公告時超額收益有一明顯跳躍，達到最大值，在公告后即迅速出現下滑，變為負數。相比起來，BHAR下降的趨勢更為明顯。并購公告30天后BHAR下降了1.4個百分點，遠大于CAR的0.1個百分點。

分別計算出證券在并購公告前30天、并購公告后30天、并購公告前(一60，-31)天的特異波動率，從Mann—Whimey的平均值t檢驗結果看，并購公告前30天特異波動率最大[0.0139]、并購公告后30天次之[0.0053]、并購公告前(-60，-31)最小[0.0012]，這符合我們的猜測。

描述出并購前30個交易日和并購后10個交易日的平均股票市場換手率和個股超額換手率，以及并購前6周和并購后2周封閉式基金折價指數的走勢(走勢圖略)，三個指標并購前都呈現略微走高的趨勢，在并購后出現下降。這符合我們的預期，并購前非理性因素可能是推動股價上升的重要原因。三個指標中，個股超額換手率效果很明顯，而經指數調整后的Turnover和CEFD也較為明顯。

(二)實證結果

表2和表3給出了方程最終檢驗結果略去(變量的相關性檢驗)。

從表中可以看出，對于被解釋變量CAR和BHAR，方程1均沒有通過顯著性檢驗，雖然股票的特異波動性與公司并購后超額收益呈負相關關系，意味著股票特異波動越大，超額收益越小，但變量系數沒有通過顯著性檢驗。這與賴步連等(2006)的研究結果不符，可能是因為賴步連等只是對超額收益進行了分組檢驗，并沒有進行回歸檢驗，結果并不準確。

在方程2中，本文對投資者非理性行為進行了檢驗，反映投資者非理性行為的變量市場換手率(Turnover＆Turnover)、封閉式基金折價指數(CEFD&CEFD)及個股超額換手率(DT)大多數都通過了顯著性檢驗，對公司并購后的超額收益有顯著負向影響。市場換手率增加1個百分點，CAR下降大約1.5個百分點，BHAR下降大約3個百分點；封閉式基金折價指數增加1個百分點，CAR下降0.2或0.3個百分點，BHAR下降0.2或0.6個百分點。反映市場投資者情感變化的指標中，市場換手率的解釋力度要優于封閉式基金折價指數，而Turnover的解釋力度相應較強。另外，無論是CAR還是BHAR為被解釋變量的檢驗結果中，個股的超額換手率都通過了顯著性檢驗，個股超額換手率增加1個百分點，CAR下降大約1.5個百分點，BHAR下降大約2.5個百分點。對方程2的檢驗印證了本文的假設，在解釋并購前后股票超額收益為什么呈現先上升后下降的現象時，投資者的異質預期并不是重要的原因，而投資者非理性行為是導致這一無效現象出現的重要原因。市場上投機氛圍的變化使投資者產生程度不同的非理性行為，并購前投機行為的加劇使股票超額收益增加，而并購后投機行為的減弱使股票超額收益下降。在投資者的非理性行為中，反映市場共同趨勢的投資者情感相對次要，而投資者在某只特定股票上的非理性行為是導致股票價格出現過度反應的重要原因。當某只股票產生并購傳聞或預期時，由于信息不對稱會激發投資者大量非理性行為，賣空約束下的樂觀投資行為可能成為非理性投資者的“交易信號”，誘導非理性投資者推高股價。這一結論說明，MiUer(1977)認為在賣空約束下投資者的異質預期會推高股票價格的觀點并不完全正確，股票價格更加受到投資者的非理性行為影響。

對方程3的檢驗結果可以看出，在綜合考慮所有因素后，方程的解釋力度均有所提高。股票特異波動性變量的顯著程度有所提高，可能是變量之間的少量相關性所致。在公司特征變量中，交易規模(Rz)和是否關聯交易(RT)的檢驗結果并不顯著，但并購前三年的平均資產收益率(ROA)指標卻呈現出顯著性。即并購前公司的業績越好，投資者對并購的預期越高，股價高估的可能性越大，因此并購后股價向“均值”的回歸帶來了收益更大幅度的下調。

(三)穩健性檢驗

我們采用了兩種方法進行穩健性檢驗。一是將樣本按年度分組，用Turnover和CEFD分別作為投資者情感指數，對方程3進行檢驗。

另外，本文構造了時間序列檢驗模型進一步非理性行為因素對股票超額收益的影響。檢驗結果(因篇幅原因，省略了檢驗結果)顯示，除了2002年的檢驗效果較差外，其年度的檢驗均與前述檢驗結果基本吻合，而非理性行為對超額收益的滯后影響大約在30日左右。

四、結論

本文運用事件研究法，對2002至2005年的滬深上市公司并購行為進行了調查，發現反映投資者非理性行為的市場換手率、封閉式基金折價指數和個股超額換手率與公司并購后超額收益存在顯著負相關關系。并購公司的資產收益率對公司并購后的超額收益也有顯著影響。我們采用分年度的數據和時間序列檢驗也同樣支持了這一結論。因此，投資者非理性行為是并購公司股票價格出現過度反應的主要原因，證券定價模型中應該充分考慮投資者的非理性行為這一因素。