併購溢價是指併購企業支付的高於被並企業資產價格的部分差額。
併購溢價的影響因素,影響併購溢價的因素分析[1],問題的提出,已有的研究成果,研究樣本與分析變數,實證檢驗的結果與分析,實證結果的敏感性分析,結論,
併購溢價的影響因素
（4）預計併購前後現金流比率。
前2個因素的判別係數為正，即其值越高，溢價越高；後2個因素的判別係數為負，即即其值越高，溢價越低。
影響併購溢價的因素分析[1]
問題的提出
併購在企業獲得規模效應、擴大市場份額和迅速進入全新的領域方面具有巨大的功效，在許多情況下，併購也是企業迅速獲得上市公司地位的捷徑。在中國，在地方政府的支持下，許多公司併購承擔起債務重組、企業脫困與地方經濟結構調整的重任。併購之所以可以發揮如此大的作用，歸根結底，是因為成功的併購具有運用市場機制高效配置資源、產生協同效應、增加社會福利的功能。併購能否成功取決於多種因素，而併購的定價是否恰當、主並公司向被並公司支付的資產溢價的多少，往往起著十分重要的作用。美國學者馬克·賽羅沃（1999）指出，併購溢價越高，從併購中獲益的難度就越大。
其他學者Mandelker（1974）、Langetieg（1978）、Dodd等人（1997）]的研究亦得出相同的結論。國外的文獻表明，併購中支付溢價是很普遍的，Brownlee（1980）的研究顯示，1978~1979年美國併購案中支付溢價的中值分別為41.3%和 46.4%；Alexander（1991）等人的研究樣本表明最新的併購溢價均值為50.5%。在中國，儘管許多被並公司是效益不良的國企，但是仍然存在著大量的支付併購溢價的情況；數據顯示，在1998年發生的67起上市公司控股權轉讓的併購交易中有33起支付了溢價，最高溢價達204.01%。
由於溢價對於企業併購的成功與否意義重大，因此，研究主要有哪些因素影響併購溢價、各自的影響程度如何，就成為既有理論意義又有套用價值的工作，因為它既有助於克服併購中經常會出現的盲目性，提高併購的成功率；又可以幫助主並方科學、公正地給被並公司定價，減少雙方在定價上的摩擦，提高併購效率。本文將著重探討影響併購溢價的因素，並通過實證的方法分析這些因素對併購溢價的效應。
已有的研究成果
併購通常的含義是指以上市公司為對象的合併或控股權的收購，即在併購中可以觀察到上市公司控股權的轉讓，但有時也可指以非上市公司為對象的合併或收購，本文是在後一含義下運用併購這一概念的。併購溢價則是指併購中主並方支付的高於被並企業資產價值的部分，它可以表達為：
併購溢價= | （併購價格―被並資產價值） |
關於影響併購溢價的因素問題，國外學者有很多研究。Nielsen（1973）等人研究了併購的協同效應與併購溢價的關係，他們試圖找出主並公司預期的協同效應在多大程度上能夠解釋併購溢價，Nielsen等人選擇了反映協同效應動因的18個因素，運用線性多元判別方法（LMDA）進行了實證分析。
他們的研究以128起換股方式進行併購的案例為樣本，根據溢價水平將樣本分為3組：30起溢價在20.30%的併購案作為基準組，50起溢價高於30%的為高溢價組，48起溢價低於20%的為低溢價組。通過運用LMDA方法對18個因素進行識別，發現以下4個因素對併購溢價有顯著的影響：
（1）相對PE（市盈率）比率；
（2）主並企業主營利潤比率；
（3）預計併購前後EPS（每股盈利）變化的百分比；
（4）預計併購前後現金流比率。
前2個因素的判別係數為正，即其值越高，溢價越高；後2個因素的判別係數為負，即即其值越高，溢價越低。
Melicher（1978）等人在另一篇文章中再次研究了併購溢價與多種財務變數的關係。在文章中，Melicher等人將併購分為占領更大市場份額型、進入新的領域型和混合型併購，以116個換股併購案為樣本，通過進行多元線性回歸估計發現，併購前主並企業對被並公司的PE倍數（RPE）和併購前主並企業的EPS百分比變化（△EPS）與併購溢價具有顯著的相關性，其他的財務數據則缺乏相關性。譬如，併購前被並企業EPS數據除以之前4年的平均 EPS得出的EPS變化趨勢與溢價就缺乏相關性，而人們一般會預期主並企業會為具有相對更高EPS趨勢的企業支付更高的溢價。
Ferris（1977）等人研究了現金併購的溢價與多種解釋變數之間的相關性。論文著重研究了現金併購中溢價的確定，並根據對為50個現金併購案的回歸估計提出了現金溢價模型參數的經驗估計。Ferns等人認為併購溢價是被並企業股票所有權的分散程度（Si）、最近股票的歷史價格（Pi）、整體市場狀況（M）和主並企業的相對談判地位（Bij）的函式。其分析的結論為： Si越大（股權越分散）併購溢價就越高；Bij越強，支付的溢價越低，至於Bij的狀況則取決於併購前主並方已擁有的被並方的股票數量、內部信息的獲得；主並方的財務狀況；被並方管理層對併購的反對程度。
研究樣本與分析變數
我們將參考上述文獻提供的研究方法，採用我國併購案的有關數據對相關因素對併購溢價的效應做一實證分析。在進行實證分析之前首先需要確定研究的樣本和分析的變數，即採用哪些公司的數據進行這一研究，哪些因素可能對併購溢價有顯著的影響。我們首先選定了1998—2001年之間完成的11起併購做為研究的樣本，樣本的情況見表1：
表1:11起併購案的簡要情況
收購方 | 被收購方 | 預案公告日 | 收購方 | 被收購方 | 併購公告日 |
太極集團（600129） | 重慶中藥（0591） | 1998-02-17 | 龍電股份（600726） | 華源電力 | 2000-01-13 |
清華同方（600100） | 魯穎電子 | 1998-10-30 | 華聯控股（000036） | 深中冠（A0018） | 2000-09-01 |
新潮實業（600777） | 新牟股份 | 1998-12-07 | 亞盛實業（600108） | 龍喜股份 | 2000-09-08 |
正虹科技（000702） | 城陵磯 | 1999-05-19 | 泰山石油（000554） | 魯潤股份（600157） | 2001-03-13 |
華光陶瓷（000655） | 匯寶股份 | 1999-05-22 | 太極集團（600129） | 西南藥業（600666） | 2001-05-15 |
惠天熱電（000692） | 房聯股份 | 1999-12-31 |
註： 資料來源於對相關公司公告內容匯總而成。
（3）由於1995年以前的財務數據不規範，因此，併購公告的時間不能早於1998年。由於上市公司的數據相對準確、完備，因此所選擇的主並公司都是上市公司，有些被並公司雖然不是上市公司，但選擇的都是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起併購，涉及21家公司（其中1家公司分別併購了另外2家公司）。11起併購的平均溢價為174-18%，其範圍在758-26%和10-10%之間。
而分析變數是通過如下步驟確定的：
（1）以文獻提及的各種因素做為研究的候選變數；
（2）將所有候選變數對併購溢價做散點圖以考察每個變數與併購溢價的相關性，先將那些與併購溢價缺乏相關性的變數刪除；
（3）再考察篩選後剩餘變數之間的相關性及變數與併購增值和增值分配的關係，在此基礎上對變數進行分類；
（4）考察變數之間的替代性，考慮所需數據獲得的難易程度，最終將變數確定為16項。
3年平均 | 併購前第1年 | 併購前第2年 | 併購前第3年 | |
1、主並公司收益高的比率（%） | 90.9091 | 100.0000 | 90.9091 | 72.7273 |
2、主並公司平均淨利潤/總資產（%） | 8.3061 | 7.4862 | 8.8235 | 8.6087 |
3、被並公司平均淨利潤/總資產（%） | 6.3218 | 6.6664 | 6.9322 | 5.3668 |
4、平均淨利潤/總資產差值 | 1.9843 | 0.8199 | 1.8913 | 3.2419 |
p.value | 0.2685 | 0.5042 | 0.3225 | 0.3241 |
5、主並公司ROE高的比率（%） | 66.6667 | 54.5455 | 72.7273 | 72.7273 |
6、主並公司ROE | 0.1644 | 0.1313 | 0.1742 | 0.1877 |
7、被並公司ROE | 0.1256 | 0.1195 | 0.1383 | 0.1190 |
8、ROE差值 | 0.0388 | 0.0118 | 0.0359 | 0.0687 |
p.value | 0.2723 | 0.5108 | 0.4184 | 0.3037 |
9、主並公司負債/權益比高的比率（%） | 45.4545 | 45.4545 | 45.4545 | 45.4545 |
10、主並公司負債/權益比 | 0.9576 | 0.8338 | 0.9976 | 1.0413 |
11、被並公司負債/權益比 | 1.1788 | 1.0297 | 1.1946 | 1.3119 |
12、平均負債/權益比率差 | －0.2212 | －0.1959 | －0.1969 | －0.2706 |
p.value | 0.5380 | 0.5367 | 0.6002 | 0.5619 |
13、主並公司每股收益 | 0.4432 | 0.4040 | 0.4056 | 0.5200 |
14、被並公司每股收益 | 0.2283 | 0.2178 | 0.2643 | 0.2027 |
15、每股收益差 | 0.2150 | 0.1862 | 0.1413 | 0.3174 |
p.value | 0.0208 | 0.0004 | 0.1256 | 0.0718 |
16、主並公司盈利/市值 | 0.0558 | 0.0586 | 0.0585 | 0.0502 |
17、被並公司盈利/市值（僅上市公司） | 0.0435 | 0.0303 | 0.0505 | 0.0498 |
18、盈利/市值差 | 0.0123 | 0.0248 | 0.0080 | 0.0005 |
p.value | 0.3700 | 0.0197 | 0.6227 | 0.9940 |
19、主並公司市盈率高的比率（%） | 27.7778 | 0 | 33.3333 | 50.0000 |
20、主並公司現金流/市值 | 0.0623 | 0.0739 | 0.0704 | 0.0425 |
從表2可見：主並公司傾向於比被並公司具有更高盈利性，表2中每一項均值主並公司都比被並公司強，但它們在90%的置信水平上沒有顯著區別，屬正常波動範圍，而且主並公司的淨利潤/總資產比、ROE和每股收益併購前3年均呈逐年下降情形。Estomin（1986）的研究樣本呈現併購前主並公司經營狀況惡化且主並公司比被並公司的盈利性顯著較低。
實證檢驗的結果與分析
表3:運用偏最小二乘回歸法進行實證檢驗的結果
變數 | 代號 | 重要性 | 係數 |
此次併購前主並公司的併購次數 | N | 0.67 | －0.0070 |
市場總體狀況 | △INDEX | 0.42 | 0.0806 |
支付方式（換股：1；現金：0） | P | 1.07 | 0.1611 |
併購類型（縱向、橫向：0；混合：1） | K | 0.66 | －0.0531 |
主並公司併購前總資產 | ASSETA | 1.28 | －0.2419 |
被並公司併購前總資產 | ASSETB | 1.25 | －0.2093 |
主並/被並公司ROE比 | RROE | 1.16 | －0.1296 |
被並/主並EPS趨勢（前1年/前2、3年平均） | REPST | 0.76 | －0.0923 |
被並/主並EPS變化（3年方差/均值） | REPSV | 0.78 | －0.0476 |
併購雙方負債/總資產的差值 | DL | 0.63 | 0.1415 |
主並公司併購前2年內平均現金流變數 | CFA | 0.79 | －0.1065 |
主並公司（負債/總資產）變化率（前1年超過前2年的比例） | △LA | 2.16 | 0.4988 |
主並公司EPS變化率（前1年超過前2年的比例） | △EPSA | 0.85 | －0.1112 |
主並公司前1年市盈率 | PEA | 1.02 | 0.1811 |
主並公司前1年ROE | ROEA | 0.76 | －0.1545 |
被並公司前1年ROE | ROEB | 0.66 | 0.0287 |
根據偏最小二乘的回歸結果我們可以看到，重要性大於2（作用非常顯著）的因素只有一項，即主並公司的負債/總資產變化率。該變數係數為正說明負債情況惡化越嚴重的主並公司為併購支付的溢價越大，因此，可以認為主並公司希望通過併購擺脫自身債務的窘境成為願意支付溢價的主要原因。這也反映了對於這些樣本公司，企業併購並沒有成為企業實施發展戰略途徑，而在很大程度上將併購變成了希望在短期迅速提升業績的手段。
重要性在1~2之間（作用顯著）的有5項：
（2）主並公司併購前總資產。一般的說，主並公司規模越大，自身更可能具有資源和專業知識，在併購中更容易獲得談判優勢，因而有可能支付較少的併購溢價，因此，該變數的係數應為負；但是，規模大，支付能力更強，往往也會導致支付更高的溢價。樣本公司的該變數係數為負，表明併購中主並公司規模越大，越有助於降低所支付的併購溢價。
（3）被並公司併購前總資產。從理論上講，被並公司的規模越大，併購的規模效應越明顯，大公司有更強的談判能力，因此，被並公司規模大更可能獲得較多的併購溢價，因此，該變數的係數應為正。但是，樣本公司的係數為負，這表明被並公司沒有因為規模大而獲得更高的溢價，這可能是由於規模大支付的總金額大，因而使併購公司的支付壓力加大，這會有效地遏止併購溢價的提高。
（4）主並公司與被並公司ROE比的係數為負，表明樣本中的主並公司併購前盈利能力越差，併購時支付的溢價規模越大，而主並公司併購前盈利能力越強，併購時支付的溢價越少。這與國外學者的研究結論相反，它顯示樣本中的主並公司希望藉助併購改善經營狀況和盈利能力惡化的局面。越是狀況不好的企業，越急切的希望能夠憑藉一次併購挽回敗局，不惜為併購支付高額溢價，這再次反映了我國企業併購心態的不成熟。很多上市公司純粹為了粉飾報表而進行的所謂“報表併購”，就是這一結果的最好註腳。
（5）主並公司前1年市盈率的係數為正，這反映了主並公司支付高溢價的自由度。而且根據變數之間的相關性分析，該變數與支付方式正相關，也就是高PE比率的公司傾向於用換股方式支付溢價，並且支付的溢價比低PE比率的公司大。因為高PE比率公司的股價可能被市場高估，而這時運用換股方式對主並公司有利。
根據我們的分析，以上6項對併購溢價的影響顯著或很顯著。其餘的各項其影響則十分有限；但具體地說，各項的情況仍有不同。樣本公司的主並公司併購前的併購次數、市場總體狀況、併購類型、併購雙方負債/總資產的差值和被並公司前1年的ROE等項因素對溢價的影響雖然有限，但它們的係數方向都是與經驗一致的，即主並公司的併購經驗、大市的景氣、橫向或縱向的併購、被並公司的債務比率越低以及被並公司前一年的ROE越高，則併購溢價越高；反之，則低。而另外5項（主並公司EPS變化率、主並公司現金流變數、被並/主並EPS變化、被並/主並EPS趨勢和主並公司前1年ROE）的係數與經驗的結果相反，這意味著主並公司的業績越差，其支付的併購溢價越高，這進一步證實了前述判斷，即這些樣本公司進行併購的主要目的是擺脫困境並希望能在短期迅速提升業績。
實證結果的敏感性分析
為了保證實證分析的結果的科學性，我們需要進行敏感性分析，看看不同方法得出的結論有無明顯的差異。這裡，我們所用的是小樣本逐步回歸的方法 ( 該方法的運用參照了肖筱南的文章和張堯庭、方開泰的著作。)。在運用這一方法時，採取分階段分批逐步回歸的篩選方式，克服樣本較小的缺陷，以達到比較滿意的效果。基本的做法是將解釋變數隨機分成若干批，使每批自變數的個數少於樣本數的一半，然後在同一顯著水平下，分階段分批進行逐步回歸。首先，對每批解釋變數分別進行回歸分析，選出對因變數作用顯著的因子；然後，將每批挑出的變數再隨機分成若干批，繼續進行逐步回歸，挑選對因變數作用顯著的因子；這一過程不斷進行，直至最後挑選出若干個對因變數作用顯著的解釋變數為止。在顯著水平均為0.05的條件下，進行分階段分批逐步回歸分析，結果為表4：
表4:分階段逐步回歸的結果
階段 | 批數 | 批中的變數 | 入選變數 | 顯著性F值 | P值 |
1 | 1 | CFA，△LA，△EPSA，RROE | CFA，△LA | 9.844 | 0.007 |
2 | REPST，REPSV，△EPS，N，△INDEX | 無 | |||
3 | K，PEA，ROEA，ROEB | 無 | |||
4 | P，ASSETB，ASSETA，DL | 無 | |||
2 | 1 | CFA，△LA | CFA，△LA | 9.844 | 0.007 |
δ =360.984－5681.989CFA+358.222△LA
檢驗結果見表5。
表5多元回歸檢驗：
(a)多元回歸F檢驗結果
模型 | 平方和 | 自由度 | 平方均值 | F值 | 顯著性 | |
1 | 回歸 | 359009.771 | 2 | 179504.886 | 9.844 | 0.007 |
殘差 | 145873.947 | 8 | 18234.243 | |||
總值 | 504883.718 | 10 |
(b) 多元回歸t檢驗結果
模型 | 非標準化係數（β） | 標準化係數（β） | t值 | 顯著性 | ||
1 | 常數項 | 360.984 | 95.026 | 3.799 | 0.005 | |
CFA | －5681.989 | 2300.486 | －0.486 | －2.470 | 0.039 | |
△LA | 358.222 | 85.355 | 0.825 | 4.197 | 0.003 |
通過篩選，只有主並公司併購前負債/總資產變化率和主並公司併購前2年內平均現金流變數2變數對併購溢價影響顯著，前者為正，後者為負，這一結果與偏最小二乘回歸結果本質是一致的，即併購溢價主要與併購前主並公司的經營狀況有關，主並公司經營業績越差，為併購支付的溢價越大。
表6按併購類型分類得到的實證檢驗結果
變數 | 橫縱併購係數 | 係數重要性 | 混合併購係數 | 係數重要性 | 代號 |
此次併購前主並公司併購次數 | －0.0077 | 0.65 | N | ||
市場總體狀況 | 0.0221 | 0.33 | △INDEX | ||
支付方式（換股：1；現金：0） | 0.1204 | 1.09 | P | ||
併購類型（縱向、橫向：0；混合：1） | K | ||||
被並公司併購前總資產 | －0.1927 | 1.33 | 0.0839 | 0.73 | ASSETB |
主並公司併購前總資產 | －0.2460 | 0.95 | －0.1578 | 1.37 | ASSETA |
主並/被並公司ROE比 | －0.1163 | 1.17 | 0.1063 | 0.92 | RROE |
被並/主並EPS趨勢（前1年/前2、3年平均） | －0.0081 | 1.14 | －0.0631 | 0.55 | REPST |
被並/主並EPS變化（3年方差/均值） | 0.0007 | 0.56 | －0.1502 | 1.31 | REPSV |
併購雙方負債/總資產的差值 | 0.1081 | 0.63 | 0.0518 | 0.45 | DL |
主並公司併購前2年內平均現金流變數 | －0.2293 | 0.74 | －0.0486 | 0.42 | CFA |
主並公司（負債/總資產）變化率 | 0.6353 | 2.12 | －0.1057 | 0.92 | △LA |
主並公司EPS變化率（前1年超過前2年的比例） | 0.0521 | 0.86 | －0.1319 | 1.14 | △EPSA |
主並公司前1年市盈率 | 0.1667 | 0.78 | 0.1526 | 1.33 | PEA |
主並公司前1年ROE | －0.1896 | 0.84 | －0.0826 | 0.72 | ROEA |
被並公司前1年ROE | 0.0782 | 1.03 | 0.1211 | 0.61 | ROEB |
由表6可見，橫向與縱向併購的實證結果與總併購樣本的實證結果基本一致，影響橫向與縱向併購溢價的最主要因素是主並公司（負債/總資產）變化率。結合其他變數的重要程度與影響方向，同樣可以得出以下結論： 樣本公司在面臨業績下降、負債增加的困境時，更願意進行併購並為實現併購付出高額的併購溢價。
但混合併購的實證結果卻有所不同。
根據表6，被並/主並公司EPS變化和主並公司EPS變化率對於混合併購溢價的影響與橫、縱併購溢價的影響明顯不同。這兩項係數均為負，且均比橫縱向併購下的重要性大得多，因此可以認為混合併購的主要目的是改善盈利狀況。
結論
通過以上的研究與分析，我們可以得出以下的結論：
（一）國外的研究表明，主並公司有更高的市盈率、更高的利潤、更多的現金流，被並公司有更大的規模、更低的負債/資產比率、更好的業績，主並公司支付的併購溢價就越高。但是，通過對樣本公司的研究，我們發現這些公司的情況相反，主並公司的負債比率越高、利潤情況越差，越願意為併購支付高額的溢價。這一結論經過敏感性分析仍然成立。這表明，這些樣本公司的併購目的主要不是為了發展，更多的是為擺脫困境。這既影響了併購作用的充分發揮，必然也會提高併購溢價的幅度，增加併購的成本。11起併購案只占中國近年發生的併購案的很少部分（1998—2000年僅上市公司控股權轉讓的併購就有552起），但它所反映的現象具有一定的代表性。
（二）在經過篩選的16項對併購溢價有較大影響的因素中，只有6項在統計上是顯著的，其餘10項的結論在統計意義上不顯著，其中還有一半的結論與理論和經驗的結論相反。這進一步表明樣本公司的併購行為不夠規範，市場化程度不夠，非市場因素的影響還很大，短期戰術性的考慮勝過長期戰略性的考慮。
（三） 根據樣本公司的情況可以看到，影響公司併購溢價的主要是以下因素：支付方式、主並與被並公司的總資產、主並公司的淨資產收益率、市盈率、每股收益、併購前的現金流和負債/資產比率，另外，併購次數、市場狀況、併購類型、被並公司前1年的ROE對併購溢價也有一定的影響。這一研究為公司併購如何減少溢價的支付提供了考慮的方向。有些受自身條件約束，公司無能為力，譬如公司的規模、業績、併購次數等方面的指標；有些則是公司可以追求的，譬如市場狀況、公司的市盈率、負債/資產比率等。也就是說，公司可以選擇大市相對疲弱、本公司股價相對較高、本公司負債/資產比率相對較低、本公司現金流相對較充分時進行併購就可以有效地降低併購溢價的支付。當然，公司對併購有更多的了解、更有經驗，包括書本經驗和實際經驗，都有助於降低併購溢價的支付。這裡需要注意的是，在其他條件不變的情況下，較高的併購溢價有時也意味著併購後有較大的協同效應，有利潤較快增長的前景，因此，對主並公司或投資銀行來說，可以做的是在公司利潤增長前景和併購溢價之間尋求均衡點，盡力擠掉利潤增長分析中的水份，使併購溢價物有所值、物超所值。
