信用评级与并购溢价的关系研究——基于不同的并购支付方式

(河海大学 商学院,江苏 南京211100)

1 引言

企业并购是资本市场优化社会资源配置的重要手段。在企业的并购活动中,并购溢价始终是核心问题。现有研究认为，企业财务能力、主并方股权结构、主并方管理层过度自信、目标方的抵制或支持策略等均会影响并购溢价[1-4],导致主并方支付的并购溢价可能并不理想。本文尝试探讨在不同支付方式下,主并方信用评级对并购溢价的影响,试图研究我国背景下信用评级如何缓解并购高溢价现象,以推动企业并购市场的良性发展和促进社会资源的合理配置。

债券市场的发展推动了信用评级行业的发展,信用评级的市场影响引起了国内外学术界的广泛关注,学者们肯定了信用评级在信息传递方面的作用。Peng研究发现较高的信用等级发布能带来融资成本下降,由此认为信用评级可为市场提供额外的信息[5];Liu、Malatesta、An等认为信用评级的存在可降低信息不对称程度,减轻公司价值不确定性的影响,公司的股票价格会接近公司的真实价值[6,7]。综合国内外已有研究成果可以认为,从信号不对称理论角度看,在并购中主并方主体信用评级的存在性会影响主并方股票价格,那么是否会因此影响股票支付方式下的并购溢价呢？

一方面，信用评级作为评估企业信用状况的手段,向市场参与者传递企业形象,信用评级等级高低会影响企业声誉。Formbrun、Shanley认为企业声誉会对企业的行为产生影响,企业会为了维护声誉而约束自身的行为[8];Gray、Balmer在企业声誉创立模型中引入企业身份识别、企业间沟通与企业形象、企业声誉之间的传导机制,强调企业通过建立与维护企业形象而形成长期的企业声誉[9]。从声誉理论角度而言,为了维护高评等级,管理层的行为将更加谨慎。另一方面,较高等级的信用评级也意味着较低的融资成本[10,11]。为了维持较低的资金成本,企业管理层的投资行为也将受到约束。因此,主并方的信用评级等级可使管理层更加慎重地进行并购交易,并购溢价是否会由此受到影响呢？陈毛妮的研究认为,利益相关方对信用评级的关注程度会由于产权性质的不同而有所变化[12],那么是否会因为产权性质的不同信用评级对并购溢价的影响存在异质性？为了解答上述问题,本文选用2012—2017年我国A股上市公司主并方数据,分别在现金支付方式和股票支付方式下研究了信用评级与并购溢价之间的关系。

2 文献综述与研究假设

2008年，我国证监会在《上市公司重大资产重组管理办法》中对股票支付做了具体规定，因此股票支付与现金支付均成为我国并购交易市场的重要支付手段,本文所研究的并购支付方式也是指这两种支付方式。对主并方而言,大量的现金支付会带来较大的财务压力,主并方管理层需要考虑当前的融资问题,甚至并购可能带来日后资金短缺所引起的一系列负面效应,而股票支付恰好解决了企业的资金压力问题。对目标方来说,现金支付实现了股东的退出需求,而股票支付方式下目标方一方面需要考虑当前所接受的股票价值问题,另一方面目标方会成为合并后主体的股东,需考虑整合后的公司经营和公司未来市场价值问题。由于在不同的支付方式下,并购双方所考虑的问题不同,本文分别在现金支付和股票支付方式下考察了主并方信用评级存在性和信用评级等级对并购溢价的影响。

对目标方而言,相同金额的现金支付与股票支付的价值是不同的。股票支付对目标方主要有两点不利:①从支付当期来看,存在股票价值被高估的情况。2016年修订的《上市公司重大资产重组管理办法》第45条规定,“上市公司发行股份的价格不得低于市场参考价的90%。市场参考价为本次发行股份购买资产的董事会决议公告日前20个交易日、60个交易日或120个交易日的公司股票交易均价之一”。在此之前的2008年《上市公司重大资产重组管理办法》第42条则规定发行股份的价格不得低于董事会决议公告日前20个交易日公司股票交易的均价,但公告日前的股价往往会偏离主并方的真实价值。内幕消息的流出使并购重组成为我国股票市场的炒作题材,导致主并方的股价远高于其真实价值。Rhodes-Kropf、Viswanathan研究认为,市场高估行为能被目标方识别,并影响目标方的并购行为[13]。②从长远来看,目标方所持有的主并方股票短期内无法流动,其价值不确定性程度相对更高。2008年和2016年修订后的我国《上市公司重大资产重组管理办法》均规定“特定对象以资产认购而取得的上市公司股份,自股份发行结束之日起12个月内不得转让”,并强调控股股东、实际控制人或其控制的关联人等36个月内不得转让。因此,目标方接受股票支付,即意味着需要承受未来股票价格下跌的风险。基于以上两点,目标方会要求高溢价作为相应的补偿。

国外学者Carron、Dhrymes、Beloreshki的研究证实了信用评级的存在会促进信息更加透明化,减轻信息不对称[14];An、Chan的研究证明有信用评级的公司股票发行折价较低,原因是信用评级的存在可起到信息传递作用，在IPO市场上可降低信息不对称程度,降低公司价值不确定性的影响[7]。类似的,我国学者马黎政、杨奔以2006—2009年我国A股上市公司定向增发案例为样本,研究认为信用评级可以缓解信息不对称,提高上市公司长期投资价值的确定性,从而显著降低上市公司的定向增发折价率[15]。因此,本文认为信用评级的存在性,可缓解资本市场的信息不对称,降低当前股票价值被高估的程度和股票未来价值波动的程度,相较于接受没有评级的主并方公司的股票,目标方在接受有评级的主并方公司的股票支付时会愿意接受较低的溢价水平。

在现金支付情况下,目标方实现了自身的退出需求,信用评级的存在不会影响目标方所接受的现金的价值。基于上述分析,本文提出以下假设:假设1——现金支付方式下,主并方是否存在信用评级对并购溢价高低无显著影响;假设2——股票支付方式下,存在信用评级的主并方并购溢价水平低于不存在信用评级的主并方。

Sharma、Ho通过对1986—1991年36起澳大利亚并购交易的研究,发现并购后的公司经营业绩并未得到明显改善,认为主并方管理层进行并购时存在盲目自大动机[3];Hietala、Kaplan、Robinson等研究认为,管理者过度自信行为与高额并购溢价显著相关[16,17];Mohamed[18]通过研究投资现金流敏感度与管理层特性之间的相互作用,发现管理层的过度自信会影响企业支付的投资现金流量;曾春、华章翔、胡国柳的研究也肯定了管理层过度自信对并购高溢价的显著影响,因此管理层的有效约束可降低企业的并购溢价[19]。

拥有信用评级的企业存在评级等级被下调的风险。据和讯网报道,我国2016年主体评级或展望下调的发行人共有207家,而2017年全年市场上共有98家发行人评级下调(不包含中国证监会下调的证券公司主体)[20]。如果企业选择现金支付,并购中过高的溢价会带走企业大量现金流,恶化企业的财务状况,影响企业的日常运营,给企业带来评级下调的风险。Jory等研究认为,由于并购中高额的交易对价会使企业的现金流状况恶化或企业债务加重,促使评级机构下调企业的信用评级等级,该风险会对主并方的管理层起到约束作用,使管理层优化投资决策,降低并购溢价[21]。我国学者潘越、邢天才通过实证研究证明了接近降级的公司会减少负债融资或增加股权融资来防止降级发生,因此可认为我国主体信用评级下调的风险可有效约束企业管理层的行为[22]。一方面,从声誉理论角度而言,信用评级等级代表企业形象,为维护高评级等级以形成长期的企业声誉,企业管理层的并购行为将受到约束[8,9]。另一方面,评级等级会影响企业的融资成本。沈红波、廖冠民研究发现,对评级较高的发行人,其短期融资券在市场上的发行利率较低[23];梁柱研究发现,当发行人主体评级是3A级别时,短期融资券的信用利差更低[11]。即高等级的信用评级等级意味着较低的信用利差。因此,出于对资本成本的考虑,企业管理层会尽力维持自身高等级的信用评级,对现金投资决策将更加谨慎。基于上述分析,本文认为现金支付情况下,越高的信用评级等级对管理层的约束作用可能越大。

如果并购企业选择股票支付方式,则不会涉及现金流出,短期内不会影响评级机构对主并方的评级,因此信用评级的等级在股票支付方式下不会对企业的并购溢价产生显著影响。基于上述分析,本文提出以下假设:假设3——现金支付方式下,并购溢价与信用评级等级负相关;假设4——股票支付方式下,信用评级的等级高低不会对并购溢价有显著影响。

3 研究设计

3.1 样本选择和数据来源

本文选取2012—2017年我国沪深A股上市公司的并购事件作为初始样本,并对选择的样本进行筛选:①交易类型仅包括资产收购、股权转让、吸收合并三类,同时仅保留交易标的为股权的样本;②仅保留交易地位为“买方”的数据;③仅保留交易已完成且交易成功的并购事件;④剔除主并方为ST类和金融行业的股票;⑤将同一主并方、同一公告日、同一目标方但事件ID不同的并购事件进行合并,并对同一企业同一年内进行的多次交易仅保留交易金额最大的并购事件;⑥仅保留支付方式为现金支付和股票支付的样本;⑦剔除转让比例小于5%的样本;⑧剔除相关并购信息、财务数据缺失和出现极端异常值的并购事件。经过以上筛选,共得到779起并购事件。

本文所有的并购信息来源于国泰安上市公司并购重组数据库,主体信用评级信息来源于万德数据库,相关财务数据、公司治理数据来源于国泰安数据库、万德数据库和锐思金融研究数据库。本文将并购事件与并购公告日滞后一期的信用评级数据进行匹配,得到175个样本。

3.2 变量界定

并购溢价度量:西方学者一般使用每股收购价格减去每股市值的差额与每股市值的比值作为并购溢价。Langohr、Eckbo用每股交易价格减去目标方首次公告日前8周的股票基准价格作为并购溢价的度量方法[24];Jory等采用了每股交易价格与并购公告前4周当天目标公司收盘价的差异和每股交易价格与并购公告前一天目标公司收盘价的差异作为并购溢价的衡量指标[21]。由于我国的企业并购交易中目标方多为非上市公司,无法取得其并购前的股票市值,因此唐宗明、蒋位以净资产作为非流通股权内在价值的基础,用交易价格与每股净资产之差与后者的百分比衡量并购溢价[25]。在之后的国内研究中,有多位学者采用了类似的方法。程敏、葛伟杰等均以交易价格与标的资产账面价值之差与后者的百分比来计算溢价水平[26,27]。本文借鉴他们的研究方法，与他们类似,将并购溢价定义为:并购溢价(Premium)=(交易价格—标的资产账面价值)÷标的资产账面价值。

信用评级的衡量:本文中对并购企业信用评级的衡量分为定性和定量两种。衡量信用评级的存在性采用定性方法,即将其作为虚拟变量,如果主并方存在信用评级,记作1,否则为0;衡量信用评级等级采用定量方法,本文选定的样本中信用评级等级按等级高低包括A、A+、2A-、2A、2A+、3A,依次赋值为1—6。本文用并购公告日前滞后一期的信用评级数据。

3.3 模型设定

本文建立以下模型,采用OLS回归:

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)分别代表模型1、模型2与模型3。模型1检验假设1和假设2，模型2检验假设3和假设4，两者的解释变量均为并购溢价Premium,其中模型1的解释变量为评级存在性Ifrating,主并方存在信用评级赋值为1,否则为0。模型2的解释变量为信用评级等级Level为A、A+、2A-、2A、2A+、3A依次赋值为1—6。此外,模型中加入以下控制变量:①代表主并方公司规模的变量Lnsize;②代表并购交易规模的变量Lndeal;③代表主并方投资机会的变量Qratio;④代表主并方财务杠杆的变量Leverage;⑤代表主并方盈利能力的变量Roa;⑥代表主并方发展能力的变量Grow;⑦反映主并方公司控制权的变量H5;⑧反映公司治理的变量Indep;⑨反映主并方产权性质的变量State;⑩反映交易性质的变量Relevance;○11年份控制变量Year与行业控制变量Industry。在进一步分析中,设定模型3在模型1的基础上加入了产权性质State和是否存在信用评级Ifrating的交乘项,以进一步分析产权性质对信用评级与并购溢价关系的影响。模型中涉及的连续型变量均进行了上下1%百分位的缩尾处理,变量的具体定义见表1。并购支付方式会作为分组依据,总样本包括现金支付方式与股票支付方式、支付方式为现金支付的样本为现金组、支付方式为股票支付的样本为股票组。为了进行对比,模型会在总样本、现金组与股票组下进行运行。

表1 变量具体定义

4 实证检验

4.1 描述性统计分析

并购支付方式与主并方主体信用评级的分布情况见表2。从并购支付方式来看,现金支付样本有577例,占总样本的74.07%;股票支付样本有202例,占总样本的25.93%。即在2012—2017的并购交易中,现金支付仍是最主要的支付方式,这一情况与我国现有相关研究一致[27]。美国的并购市场恰好相反,Jory等研究了1986—2012年美国国内的2321起并购案例,其中股票支付为1272例,现金支付为935例,股票支付占据主要位置[21]。这种差异主要原因有:一是股权分散程度不同,我国上市公司股权相对集中,而美国上市公司的股权较为分散。Yoser、Lang、Leslie研究指出,只有28%的美国上市公司有持股比例超过20%的大股东[28]。股权集中意味着发行股份购买资产会对大股东的控股权造成威胁,所以我国未出现大规模的股票支付情况。二是我国股票支付起步较晚,自2008年证监会在《上市公司重大资产重组管理办法》中对股票支付作出具体规定后,股票支付才正式被并购交易所采用。基于上述原因,股票支付在我国尚未被大规模采用。其次从信用评级的分布来看,不存在信用评级的主并方有604例,存在信用评级的主并方有175例,集中分布在2A-级以上。存在信用评级的公司不多,这主要是由于我国信用评级行业起步较晚,我国的第一家评级机构于1987年才经中国人民银行吉林省分行成立,发展仍不够成熟。

4.2 回归分析

模型1的回归结果见表2,即检验评级存在性与并购溢价的关系。表2可见,总样本组与现金组下的信用评级存在性并不显著,只有在股票组下的信用评级存在性Ifrating的系数显著为负,与假设1和假设2的预期一致。即现金支付情况下,主并方是否存在信用评级不影响并购溢价的高低;在股票支付情况下,存在信用评级的主并方支付的溢价较低。此外,公司规模Lnsize的系数在现金组显著为负,而在股票组不显著,说明只有在现金支付方式下,公司规模越大溢价越低的关系才成立。托宾q值Qratio的系数在现金组不显著,在股票组则显著为正。即只有在股票支付的情况下,企业未来的投资会影响企业的并购溢价。股权集中度H5的系数在现金组中显著为负,即在现金支付情况下,主并方股权越集中,并购溢价越低。交易规模Lndeal的系数在三种情况下均显著为正,即交易金额越大,并购溢价越高。反映公司盈利能力的变量Roa的系数均显著为正,表明主并方盈利能力越强,支付的并购溢价越高。产权性质State与交易性质Relevance的系数都显著为负,表明主并方为国有企业或并购为关联交易都有助于并购溢价降低。

表2 模型1的回归结果

模型2的回归结果见表3,即检验评级等级与并购溢价的关系。在总样本情况下,主体信用评级Level在5%的水平上显著为负,现金组中该变量的显著性得到了提升;而在股票组中,该变量不再显著,该结果与假设3和假设4的预期一致,表明现金支付方式下,并购方的主体信用评级越高,支付的并购溢价越低;而在股票支付情况下,并购溢价与主并方的主体信用评级无显著关系。由于模型2的样本限制为主并方公司具有信用评级的并购交易会影响其他控制变量回归结果的普适性,此处不再考察其他控制变量在模型2中的具体表现。

表3 模型2的回归结果

4.3 进一步分析

在上文的研究中,从模型1的回归结果(表2)可见,产权性质State与并购溢价为显著的负相关关系,即主并方为国有企业的并购溢价率显著低于主并方为非国有企业的并购溢价率。在我国的特殊国情下,一方面国有企业往往在市场上占据主导地位,能从更多的渠道获取信息,从而在并购交易中居于有利位置;另一方面,国有企业背后通常有政府的信用作为保障,这种信用能提升目标方对主并方的信心,如果是股票支付,则可加强目标方对主并方股票价值的肯定,从而降低并购溢价率。在模型1的回归结果中,股票组产权性质State的系数绝对值明显高于总样本组与现金组,表明产权性质State的影响在股票组中最突出。而在上文研究证明股票支付情况下,信用评级的存在同样可增强目标方对主并方股票价值的信任,那么在国有产权的性质情况下,目标方是否会在一定程度上忽视主并方的信用评级特征,信用评级存在性的作用是否会因此弱化？

为了研究产权性质对信用评级存在性与并购溢价关系的影响,设定模型3(式(3)),在模型1的基础上加入了产权性质State和是否存在信用评级Ifrating的交乘项。模型3的回归结果见表4,可见股票组中交乘项State×Ifrating的系数显著为正,与是否存在信用评级Ifrating的系数符号相反,证明国有产权性质弱化了信用评级存在性对并购溢价的影响,即与国有企业相比,是否存在信用评级对并购溢价的影响在主并方为非国有企业的交易中表现更强。

表4 模型3的回归结果

综合上述分析,由于信用评级可降低资本市场的信息不对称程度,从而降低主并方股价的波动性,减小其真实价值与价格的差距,使目标方在接受股票支付时愿意接受较低溢价水平。即在股票支付情况下,主并方存在信用评级,可降低并购溢价;而现金支付情况下,信用评级的存在性不具有此效应。在主并方存在主体信用评级后,信用评级的等级可约束管理层的资金决策,等级越高,约束作用越强。因此,在现金支付情况下,主并方信用评级等级越高,其并购溢价越低;而在股票支付方式下,信用评级等级与并购溢价无显著关系。此外,由于国有企业背后政府的“隐性担保”削弱了目标方对主并企业信用评级的关注程度,与国有企业相比,信用评级存在性对并购溢价的影响在主并方为非国有企业的交易中表现更强。

5 稳健性检验

5.1 关于评级存在性的倾向得分匹配检验

在模型1的研究中,我们假定并购方是否存在主体信用评级是由外生决定的,但An、Chan研究认为公司会根据自身特征衡量收益和成本后选择是否评级[7]。为了控制这种由于样本选择偏误可能带来的内生性问题,本文采用倾向得分匹配法(PSM)对股票支付方式下有评级样本和无评级样本的匹配后再进行回归。

经过筛选,最终确定以企业规模Lnsize、托宾Q值Qratio、财务杠杆Leverage、总资产净利率Roa、主营业务收入增长率Grow、前五大股东持股比例的平方和H5、年份Year和行业Industry作为协变量。首先对股票支付方式下有评级样本和无评级样本进行probit回归,然后根据倾向得分值,采用最近邻匹配分别按1∶1和1∶2的比例匹配(存在部分样本由于年份和行业的限制未匹配成功),最后用匹配后的样本按模型1进行回归。两次的回归结果和最初的OLS回归结果见表5。从表5可见，两组PSM处理后的回归中Ifrating的显著性得到了提高。而在三种情况下,评级存在性Ifrating的系数均显著为负,说明评级存在性与并购溢价的关系不受样本选择偏误的影响,实证结论较稳健。

表5 模型1股票组倾向得分匹配检验结果

5.2 稳健性回归与自抽样回归

对可能存在的异方差问题采用稳健性回归(White稳健型估计)进行检验。对模型残差可能存在的非正态分布问题采用自抽样回归(Bootstrap)进行检验。模型1的股票组在稳健性回归(White)和自抽样回归(Bootstrap)结果见表6。从表6可见,主体信用评级Ifrating的系数在White和Bootstrap下的显著性有所提升,但三组都是显著为负,证明假设2的实证结论较稳健,模型2的现金组在稳健性回归和自抽样回归下的结果。信用评级等级Level的系数显著性有所降低,但仍显著为负,假设3的实证结果也较稳健。此外,模型3股票组的交乘项State×Ifrating的系数在在稳健性回归和自抽样回归下显著性有所不同,但同样显著为正,与主体信用评级Ifrating的系数符号相反,证明由于产权性质的不同,是否存在信用评级对并购溢价的影响存在异质性。

表6 稳健性回归与自抽样回归结果

6 结论与建议

本文以2012—2017年我国沪深上市公司的并购事件为样本,研究了主并方主体信用评级与并购溢价的关系。实证研究发现:①在股票支付方式下,当主并方存在主体信用评级时,并购溢价会显著降低,而信用评级等级高低不会对并购溢价造成显著影响。②在现金支付方式下,主并方信用评级指标是否存在不会显著影响并购溢价;而当主并方拥有主体信用评级时,评级等级越高,对管理层的约束作用越大,并购溢价越低。③进一步分析发现,产权性质对信用评级与并购溢价的关系起调节作用,在股票支付方式下,与国有企业相比,是否存在信用评级对并购溢价的影响程度在主并方为非国有企业的交易中更大。

针对上述实证结论,本文尝试提出以下建议:①政府应完善监管系统,引导评级行业健康发展。当前,境外评级机构入驻我国,与本土评级机构既有合作又有竞争,错综复杂的内外环境使我国的评级行业面临巨大挑战,监管系统的完善是行业现阶段发展的关键。未来应夯实评级监管的法制基础,改善违规惩处机制,强化真实有效的评级信息披露,谨防虚假披露和评级泡沫,逐步发展出适合我国国情的最优监管系统,促进评级行业的健康发展。②评级机构应建立客观公正的评价体系,改善评级质量。信用评级作为信用风险管理的手段,评级等级一方面是让外部投资者及时了解企业的信用状况,另一方面信用评级等级高低可有效约束管理层,优化企业的资金投资决策,客观公正的评级系统可使评级等级更接近企业真实的风险状况,信用评级能更好地发挥监督作用,推动金融市场的良性发展。③企业应积极主动引入信用评级。信用评级具有鉴证功能,可有效降低企业与市场投资者之间的信息不对称,减小股票市场价格与真实价值的差距,减轻股价的波动程度,缓解金融市场的震荡风险。在并购交易中,主并方选择使用股票支付方式时,如果主并方尤其是非国有性质的主并方存在信用评级,目标方将愿意接受较低的溢价水平,有利于推动并购市场的稳定发展,促进社会资源的优化配置。