信用評級與并購溢價的關系研究
——基于不同的并購支付方式

(河海大學 商學院,江蘇 南京211100)

1 引言

企業并購是資本市場優化社會資源配置的重要手段。在企業的并購活動中,并購溢價始終是核心問題。現有研究認為，企業財務能力、主并方股權結構、主并方管理層過度自信、目標方的抵制或支持策略等均會影響并購溢價[1-4],導致主并方支付的并購溢價可能并不理想。本文嘗試探討在不同支付方式下,主并方信用評級對并購溢價的影響,試圖研究我國背景下信用評級如何緩解并購高溢價現象,以推動企業并購市場的良性發展和促進社會資源的合理配置。

債券市場的發展推動了信用評級行業的發展,信用評級的市場影響引起了國內外學術界的廣泛關注,學者們肯定了信用評級在信息傳遞方面的作用。Peng研究發現較高的信用等級發布能帶來融資成本下降,由此認為信用評級可為市場提供額外的信息[5];Liu、Malatesta、An等認為信用評級的存在可降低信息不對稱程度,減輕公司價值不確定性的影響,公司的股票價格會接近公司的真實價值[6,7]。綜合國內外已有研究成果可以認為,從信號不對稱理論角度看,在并購中主并方主體信用評級的存在性會影響主并方股票價格,那么是否會因此影響股票支付方式下的并購溢價呢？

一方面，信用評級作為評估企業信用狀況的手段,向市場參與者傳遞企業形象,信用評級等級高低會影響企業聲譽。Formbrun、Shanley認為企業聲譽會對企業的行為產生影響,企業會為了維護聲譽而約束自身的行為[8];Gray、Balmer在企業聲譽創立模型中引入企業身份識別、企業間溝通與企業形象、企業聲譽之間的傳導機制,強調企業通過建立與維護企業形象而形成長期的企業聲譽[9]。從聲譽理論角度而言,為了維護高評等級,管理層的行為將更加謹慎。另一方面,較高等級的信用評級也意味著較低的融資成本[10,11]。為了維持較低的資金成本,企業管理層的投資行為也將受到約束。因此,主并方的信用評級等級可使管理層更加慎重地進行并購交易,并購溢價是否會由此受到影響呢？陳毛妮的研究認為,利益相關方對信用評級的關注程度會由于產權性質的不同而有所變化[12],那么是否會因為產權性質的不同信用評級對并購溢價的影響存在異質性？為了解答上述問題,本文選用2012—2017年我國A股上市公司主并方數據,分別在現金支付方式和股票支付方式下研究了信用評級與并購溢價之間的關系。

2 文獻綜述與研究假設

2008年，我國證監會在《上市公司重大資產重組管理辦法》中對股票支付做了具體規定，因此股票支付與現金支付均成為我國并購交易市場的重要支付手段,本文所研究的并購支付方式也是指這兩種支付方式。對主并方而言,大量的現金支付會帶來較大的財務壓力,主并方管理層需要考慮當前的融資問題,甚至并購可能帶來日后資金短缺所引起的一系列負面效應,而股票支付恰好解決了企業的資金壓力問題。對目標方來說,現金支付實現了股東的退出需求,而股票支付方式下目標方一方面需要考慮當前所接受的股票價值問題,另一方面目標方會成為合并后主體的股東,需考慮整合后的公司經營和公司未來市場價值問題。由于在不同的支付方式下,并購雙方所考慮的問題不同,本文分別在現金支付和股票支付方式下考察了主并方信用評級存在性和信用評級等級對并購溢價的影響。

對目標方而言,相同金額的現金支付與股票支付的價值是不同的。股票支付對目標方主要有兩點不利:①從支付當期來看,存在股票價值被高估的情況。2016年修訂的《上市公司重大資產重組管理辦法》第45條規定,“上市公司發行股份的價格不得低于市場參考價的90%。市場參考價為本次發行股份購買資產的董事會決議公告日前20個交易日、60個交易日或120個交易日的公司股票交易均價之一”。在此之前的2008年《上市公司重大資產重組管理辦法》第42條則規定發行股份的價格不得低于董事會決議公告日前20個交易日公司股票交易的均價,但公告日前的股價往往會偏離主并方的真實價值。內幕消息的流出使并購重組成為我國股票市場的炒作題材,導致主并方的股價遠高于其真實價值。Rhodes-Kropf、Viswanathan研究認為,市場高估行為能被目標方識別,并影響目標方的并購行為[13]。②從長遠來看,目標方所持有的主并方股票短期內無法流動,其價值不確定性程度相對更高。2008年和2016年修訂后的我國《上市公司重大資產重組管理辦法》均規定“特定對象以資產認購而取得的上市公司股份,自股份發行結束之日起12個月內不得轉讓”,并強調控股股東、實際控制人或其控制的關聯人等36個月內不得轉讓。因此,目標方接受股票支付,即意味著需要承受未來股票價格下跌的風險。基于以上兩點,目標方會要求高溢價作為相應的補償。

國外學者Carron、Dhrymes、Beloreshki的研究證實了信用評級的存在會促進信息更加透明化,減輕信息不對稱[14];An、Chan的研究證明有信用評級的公司股票發行折價較低,原因是信用評級的存在可起到信息傳遞作用，在IPO市場上可降低信息不對稱程度,降低公司價值不確定性的影響[7]。類似的,我國學者馬黎政、楊奔以2006—2009年我國A股上市公司定向增發案例為樣本,研究認為信用評級可以緩解信息不對稱,提高上市公司長期投資價值的確定性,從而顯著降低上市公司的定向增發折價率[15]。因此,本文認為信用評級的存在性,可緩解資本市場的信息不對稱,降低當前股票價值被高估的程度和股票未來價值波動的程度,相較于接受沒有評級的主并方公司的股票,目標方在接受有評級的主并方公司的股票支付時會愿意接受較低的溢價水平。

在現金支付情況下,目標方實現了自身的退出需求,信用評級的存在不會影響目標方所接受的現金的價值。基于上述分析,本文提出以下假設:假設1——現金支付方式下,主并方是否存在信用評級對并購溢價高低無顯著影響;假設2——股票支付方式下,存在信用評級的主并方并購溢價水平低于不存在信用評級的主并方。

Sharma、Ho通過對1986—1991年36起澳大利亞并購交易的研究,發現并購后的公司經營業績并未得到明顯改善,認為主并方管理層進行并購時存在盲目自大動機[3];Hietala、Kaplan、Robinson等研究認為,管理者過度自信行為與高額并購溢價顯著相關[16,17];Mohamed[18]通過研究投資現金流敏感度與管理層特性之間的相互作用,發現管理層的過度自信會影響企業支付的投資現金流量;曾春、華章翔、胡國柳的研究也肯定了管理層過度自信對并購高溢價的顯著影響,因此管理層的有效約束可降低企業的并購溢價[19]。

擁有信用評級的企業存在評級等級被下調的風險。據和訊網報道,我國2016年主體評級或展望下調的發行人共有207家,而2017年全年市場上共有98家發行人評級下調(不包含中國證監會下調的證券公司主體)[20]。如果企業選擇現金支付,并購中過高的溢價會帶走企業大量現金流,惡化企業的財務狀況,影響企業的日常運營,給企業帶來評級下調的風險。Jory等研究認為,由于并購中高額的交易對價會使企業的現金流狀況惡化或企業債務加重,促使評級機構下調企業的信用評級等級,該風險會對主并方的管理層起到約束作用,使管理層優化投資決策,降低并購溢價[21]。我國學者潘越、邢天才通過實證研究證明了接近降級的公司會減少負債融資或增加股權融資來防止降級發生,因此可認為我國主體信用評級下調的風險可有效約束企業管理層的行為[22]。一方面,從聲譽理論角度而言,信用評級等級代表企業形象,為維護高評級等級以形成長期的企業聲譽,企業管理層的并購行為將受到約束[8,9]。另一方面,評級等級會影響企業的融資成本。沈紅波、廖冠民研究發現,對評級較高的發行人,其短期融資券在市場上的發行利率較低[23];梁柱研究發現,當發行人主體評級是3A級別時,短期融資券的信用利差更低[11]。即高等級的信用評級等級意味著較低的信用利差。因此,出于對資本成本的考慮,企業管理層會盡力維持自身高等級的信用評級,對現金投資決策將更加謹慎。基于上述分析,本文認為現金支付情況下,越高的信用評級等級對管理層的約束作用可能越大。

如果并購企業選擇股票支付方式,則不會涉及現金流出,短期內不會影響評級機構對主并方的評級,因此信用評級的等級在股票支付方式下不會對企業的并購溢價產生顯著影響。基于上述分析,本文提出以下假設:假設3——現金支付方式下,并購溢價與信用評級等級負相關;假設4——股票支付方式下,信用評級的等級高低不會對并購溢價有顯著影響。

3 研究設計

3.1 樣本選擇和數據來源

本文選取2012—2017年我國滬深A股上市公司的并購事件作為初始樣本,并對選擇的樣本進行篩選:①交易類型僅包括資產收購、股權轉讓、吸收合并三類,同時僅保留交易標的為股權的樣本;②僅保留交易地位為“買方”的數據;③僅保留交易已完成且交易成功的并購事件;④剔除主并方為ST類和金融行業的股票;⑤將同一主并方、同一公告日、同一目標方但事件ID不同的并購事件進行合并,并對同一企業同一年內進行的多次交易僅保留交易金額最大的并購事件;⑥僅保留支付方式為現金支付和股票支付的樣本;⑦剔除轉讓比例小于5%的樣本;⑧剔除相關并購信息、財務數據缺失和出現極端異常值的并購事件。經過以上篩選,共得到779起并購事件。

本文所有的并購信息來源于國泰安上市公司并購重組數據庫,主體信用評級信息來源于萬德數據庫,相關財務數據、公司治理數據來源于國泰安數據庫、萬德數據庫和銳思金融研究數據庫。本文將并購事件與并購公告日滯后一期的信用評級數據進行匹配,得到175個樣本。

3.2 變量界定

并購溢價度量:西方學者一般使用每股收購價格減去每股市值的差額與每股市值的比值作為并購溢價。Langohr、Eckbo用每股交易價格減去目標方首次公告日前8周的股票基準價格作為并購溢價的度量方法[24];Jory等采用了每股交易價格與并購公告前4周當天目標公司收盤價的差異和每股交易價格與并購公告前一天目標公司收盤價的差異作為并購溢價的衡量指標[21]。由于我國的企業并購交易中目標方多為非上市公司,無法取得其并購前的股票市值,因此唐宗明、蔣位以凈資產作為非流通股權內在價值的基礎,用交易價格與每股凈資產之差與后者的百分比衡量并購溢價[25]。在之后的國內研究中,有多位學者采用了類似的方法。程敏、葛偉杰等均以交易價格與標的資產賬面價值之差與后者的百分比來計算溢價水平[26,27]。本文借鑒他們的研究方法，與他們類似,將并購溢價定義為:并購溢價(Premium)=(交易價格—標的資產賬面價值)÷標的資產賬面價值。

信用評級的衡量:本文中對并購企業信用評級的衡量分為定性和定量兩種。衡量信用評級的存在性采用定性方法,即將其作為虛擬變量,如果主并方存在信用評級,記作1,否則為0;衡量信用評級等級采用定量方法,本文選定的樣本中信用評級等級按等級高低包括A、A+、2A-、2A、2A+、3A,依次賦值為1—6。本文用并購公告日前滯后一期的信用評級數據。

3.3 模型設定

本文建立以下模型,采用OLS回歸:

Premium=α0+α1Ifrating+α2Lnsize+α3Lndeal+α4Qratio+α5Leverage+α6Roa+α7Grow+α8H5+α9Indep+α10State+α11Relevance+ε1

(1)

Premium=β0+β1Level+β2Lnsize+β3Lndeal+β4Qratio+β5Leverage+β6Roa+β7Grow+β8H5+β9Indep+β10State+β11Relevance+ε2

(2)

Premium=γ0+γ1Ifrating+γ2State×Ifrating+γ3Lnsize+γ4Lndeal+γ5Qratio+γ6Leverage+γ7Roa+γ8Grow+γ9H5+γ10Indep+γ11State+γ12Relevance+ε3

(3)

式(1)—式(3)分別代表模型1、模型2與模型3。模型1檢驗假設1和假設2，模型2檢驗假設3和假設4，兩者的解釋變量均為并購溢價Premium,其中模型1的解釋變量為評級存在性Ifrating,主并方存在信用評級賦值為1,否則為0。模型2的解釋變量為信用評級等級Level為A、A+、2A-、2A、2A+、3A依次賦值為1—6。此外,模型中加入以下控制變量:①代表主并方公司規模的變量Lnsize;②代表并購交易規模的變量Lndeal;③代表主并方投資機會的變量Qratio;④代表主并方財務杠桿的變量Leverage;⑤代表主并方盈利能力的變量Roa;⑥代表主并方發展能力的變量Grow;⑦反映主并方公司控制權的變量H5;⑧反映公司治理的變量Indep;⑨反映主并方產權性質的變量State;⑩反映交易性質的變量Relevance;○11年份控制變量Year與行業控制變量Industry。在進一步分析中,設定模型3在模型1的基礎上加入了產權性質State和是否存在信用評級Ifrating的交乘項,以進一步分析產權性質對信用評級與并購溢價關系的影響。模型中涉及的連續型變量均進行了上下1%百分位的縮尾處理,變量的具體定義見表1。并購支付方式會作為分組依據,總樣本包括現金支付方式與股票支付方式、支付方式為現金支付的樣本為現金組、支付方式為股票支付的樣本為股票組。為了進行對比,模型會在總樣本、現金組與股票組下進行運行。

表1 變量具體定義

4 實證檢驗

4.1 描述性統計分析

并購支付方式與主并方主體信用評級的分布情況見表2。從并購支付方式來看,現金支付樣本有577例,占總樣本的74.07%;股票支付樣本有202例,占總樣本的25.93%。即在2012—2017的并購交易中,現金支付仍是最主要的支付方式,這一情況與我國現有相關研究一致[27]。美國的并購市場恰好相反,Jory等研究了1986—2012年美國國內的2321起并購案例,其中股票支付為1272例,現金支付為935例,股票支付占據主要位置[21]。這種差異主要原因有:一是股權分散程度不同,我國上市公司股權相對集中,而美國上市公司的股權較為分散。Yoser、Lang、Leslie研究指出,只有28%的美國上市公司有持股比例超過20%的大股東[28]。股權集中意味著發行股份購買資產會對大股東的控股權造成威脅,所以我國未出現大規模的股票支付情況。二是我國股票支付起步較晚,自2008年證監會在《上市公司重大資產重組管理辦法》中對股票支付作出具體規定后,股票支付才正式被并購交易所采用。基于上述原因,股票支付在我國尚未被大規模采用。其次從信用評級的分布來看,不存在信用評級的主并方有604例,存在信用評級的主并方有175例,集中分布在2A-級以上。存在信用評級的公司不多,這主要是由于我國信用評級行業起步較晚,我國的第一家評級機構于1987年才經中國人民銀行吉林省分行成立,發展仍不夠成熟。

4.2 回歸分析

模型1的回歸結果見表2,即檢驗評級存在性與并購溢價的關系。表2可見,總樣本組與現金組下的信用評級存在性并不顯著,只有在股票組下的信用評級存在性Ifrating的系數顯著為負,與假設1和假設2的預期一致。即現金支付情況下,主并方是否存在信用評級不影響并購溢價的高低;在股票支付情況下,存在信用評級的主并方支付的溢價較低。此外,公司規模Lnsize的系數在現金組顯著為負,而在股票組不顯著,說明只有在現金支付方式下,公司規模越大溢價越低的關系才成立。托賓q值Qratio的系數在現金組不顯著,在股票組則顯著為正。即只有在股票支付的情況下,企業未來的投資會影響企業的并購溢價。股權集中度H5的系數在現金組中顯著為負,即在現金支付情況下,主并方股權越集中,并購溢價越低。交易規模Lndeal的系數在三種情況下均顯著為正,即交易金額越大,并購溢價越高。反映公司盈利能力的變量Roa的系數均顯著為正,表明主并方盈利能力越強,支付的并購溢價越高。產權性質State與交易性質Relevance的系數都顯著為負,表明主并方為國有企業或并購為關聯交易都有助于并購溢價降低。

表2 模型1的回歸結果

模型2的回歸結果見表3,即檢驗評級等級與并購溢價的關系。在總樣本情況下,主體信用評級Level在5%的水平上顯著為負,現金組中該變量的顯著性得到了提升;而在股票組中,該變量不再顯著,該結果與假設3和假設4的預期一致,表明現金支付方式下,并購方的主體信用評級越高,支付的并購溢價越低;而在股票支付情況下,并購溢價與主并方的主體信用評級無顯著關系。由于模型2的樣本限制為主并方公司具有信用評級的并購交易會影響其他控制變量回歸結果的普適性,此處不再考察其他控制變量在模型2中的具體表現。

表3 模型2的回歸結果

4.3 進一步分析

在上文的研究中,從模型1的回歸結果(表2)可見,產權性質State與并購溢價為顯著的負相關關系,即主并方為國有企業的并購溢價率顯著低于主并方為非國有企業的并購溢價率。在我國的特殊國情下,一方面國有企業往往在市場上占據主導地位,能從更多的渠道獲取信息,從而在并購交易中居于有利位置;另一方面,國有企業背后通常有政府的信用作為保障,這種信用能提升目標方對主并方的信心,如果是股票支付,則可加強目標方對主并方股票價值的肯定,從而降低并購溢價率。在模型1的回歸結果中,股票組產權性質State的系數絕對值明顯高于總樣本組與現金組,表明產權性質State的影響在股票組中最突出。而在上文研究證明股票支付情況下,信用評級的存在同樣可增強目標方對主并方股票價值的信任,那么在國有產權的性質情況下,目標方是否會在一定程度上忽視主并方的信用評級特征,信用評級存在性的作用是否會因此弱化？

為了研究產權性質對信用評級存在性與并購溢價關系的影響,設定模型3(式(3)),在模型1的基礎上加入了產權性質State和是否存在信用評級Ifrating的交乘項。模型3的回歸結果見表4,可見股票組中交乘項State×Ifrating的系數顯著為正,與是否存在信用評級Ifrating的系數符號相反,證明國有產權性質弱化了信用評級存在性對并購溢價的影響,即與國有企業相比,是否存在信用評級對并購溢價的影響在主并方為非國有企業的交易中表現更強。

表4 模型3的回歸結果

綜合上述分析,由于信用評級可降低資本市場的信息不對稱程度,從而降低主并方股價的波動性,減小其真實價值與價格的差距,使目標方在接受股票支付時愿意接受較低溢價水平。即在股票支付情況下,主并方存在信用評級,可降低并購溢價;而現金支付情況下,信用評級的存在性不具有此效應。在主并方存在主體信用評級后,信用評級的等級可約束管理層的資金決策,等級越高,約束作用越強。因此,在現金支付情況下,主并方信用評級等級越高,其并購溢價越低;而在股票支付方式下,信用評級等級與并購溢價無顯著關系。此外,由于國有企業背后政府的“隱性擔保”削弱了目標方對主并企業信用評級的關注程度,與國有企業相比,信用評級存在性對并購溢價的影響在主并方為非國有企業的交易中表現更強。

5 穩健性檢驗

5.1 關于評級存在性的傾向得分匹配檢驗

在模型1的研究中,我們假定并購方是否存在主體信用評級是由外生決定的,但An、Chan研究認為公司會根據自身特征衡量收益和成本后選擇是否評級[7]。為了控制這種由于樣本選擇偏誤可能帶來的內生性問題,本文采用傾向得分匹配法(PSM)對股票支付方式下有評級樣本和無評級樣本的匹配后再進行回歸。

經過篩選,最終確定以企業規模Lnsize、托賓Q值Qratio、財務杠桿Leverage、總資產凈利率Roa、主營業務收入增長率Grow、前五大股東持股比例的平方和H5、年份Year和行業Industry作為協變量。首先對股票支付方式下有評級樣本和無評級樣本進行probit回歸,然后根據傾向得分值,采用最近鄰匹配分別按1∶1和1∶2的比例匹配(存在部分樣本由于年份和行業的限制未匹配成功),最后用匹配后的樣本按模型1進行回歸。兩次的回歸結果和最初的OLS回歸結果見表5。從表5可見，兩組PSM處理后的回歸中Ifrating的顯著性得到了提高。而在三種情況下,評級存在性Ifrating的系數均顯著為負,說明評級存在性與并購溢價的關系不受樣本選擇偏誤的影響,實證結論較穩健。

表5 模型1股票組傾向得分匹配檢驗結果

5.2 穩健性回歸與自抽樣回歸

對可能存在的異方差問題采用穩健性回歸(White穩健型估計)進行檢驗。對模型殘差可能存在的非正態分布問題采用自抽樣回歸(Bootstrap)進行檢驗。模型1的股票組在穩健性回歸(White)和自抽樣回歸(Bootstrap)結果見表6。從表6可見,主體信用評級Ifrating的系數在White和Bootstrap下的顯著性有所提升,但三組都是顯著為負,證明假設2的實證結論較穩健,模型2的現金組在穩健性回歸和自抽樣回歸下的結果。信用評級等級Level的系數顯著性有所降低,但仍顯著為負,假設3的實證結果也較穩健。此外,模型3股票組的交乘項State×Ifrating的系數在在穩健性回歸和自抽樣回歸下顯著性有所不同,但同樣顯著為正,與主體信用評級Ifrating的系數符號相反,證明由于產權性質的不同,是否存在信用評級對并購溢價的影響存在異質性。

表6 穩健性回歸與自抽樣回歸結果

6 結論與建議

本文以2012—2017年我國滬深上市公司的并購事件為樣本,研究了主并方主體信用評級與并購溢價的關系。實證研究發現:①在股票支付方式下,當主并方存在主體信用評級時,并購溢價會顯著降低,而信用評級等級高低不會對并購溢價造成顯著影響。②在現金支付方式下,主并方信用評級指標是否存在不會顯著影響并購溢價;而當主并方擁有主體信用評級時,評級等級越高,對管理層的約束作用越大,并購溢價越低。③進一步分析發現,產權性質對信用評級與并購溢價的關系起調節作用,在股票支付方式下,與國有企業相比,是否存在信用評級對并購溢價的影響程度在主并方為非國有企業的交易中更大。

針對上述實證結論,本文嘗試提出以下建議:①政府應完善監管系統,引導評級行業健康發展。當前,境外評級機構入駐我國,與本土評級機構既有合作又有競爭,錯綜復雜的內外環境使我國的評級行業面臨巨大挑戰,監管系統的完善是行業現階段發展的關鍵。未來應夯實評級監管的法制基礎,改善違規懲處機制,強化真實有效的評級信息披露,謹防虛假披露和評級泡沫,逐步發展出適合我國國情的最優監管系統,促進評級行業的健康發展。②評級機構應建立客觀公正的評價體系,改善評級質量。信用評級作為信用風險管理的手段,評級等級一方面是讓外部投資者及時了解企業的信用狀況,另一方面信用評級等級高低可有效約束管理層,優化企業的資金投資決策,客觀公正的評級系統可使評級等級更接近企業真實的風險狀況,信用評級能更好地發揮監督作用,推動金融市場的良性發展。③企業應積極主動引入信用評級。信用評級具有鑒證功能,可有效降低企業與市場投資者之間的信息不對稱,減小股票市場價格與真實價值的差距,減輕股價的波動程度,緩解金融市場的震蕩風險。在并購交易中,主并方選擇使用股票支付方式時,如果主并方尤其是非國有性質的主并方存在信用評級,目標方將愿意接受較低的溢價水平,有利于推動并購市場的穩定發展,促進社會資源的優化配置。