论文-上市公司并购实绩分析

我国上市公司并购绩效的实证研究∗
冯根福吴林江
西安交通大学经济与金融学院 710061
摘要：本文从并购的角度对我国上市公司绩效进行了实证分析。

本文认为，我国学者常用的以股价变动来衡量企业并购绩效的方法并不适合于我国的现实情况。

由此本文采用一种以财务指标为基础的综合评价方法来衡量并购前后的业绩变动，并以此分析和检验了1994-1998年间我国上市公司并购绩效。

分析结果表明：上市公司并购绩效从整体上有一个先升后降的过程；不同并购类型在并购后不同的时期内业绩不相一致；另外还发现并购前上市公司的第一大股东持股比例与其并购绩效在短期内呈正相关关系。

关键词：上市公司并购绩效并购类型股权结构第一大股东
近年来，我国学者从多个角度（如股权结构、股权激励、董事长与总经理的分离与合一等）对我国上市公司的绩效问题进行了广泛的探讨（孙永祥、黄祖辉，1999；袁国良等，2000；吴淑琨等，1998），拓宽和深化了人们对我国上市公司绩效问题的认识。

我国上市公司的实践表明，并购活动对我国上市公司的绩效也有着直接和重要的影响，因此，很有必要从并购的角度对上市公司绩效问题加以探讨。

本文拟对近几年我国深、沪两地上市公司发生的并购事件对购并公司（Acquiring firms）绩效的影响进行多层次、多角度的实证检验。

本文结构安排如下：首先对国内外有关研究文献的研究结果和方法作一简要的回顾和分析，并提出本文的研究方法；尔后对本文的样本选择和指标设定等加以说明；接下来是实证检验结果及其分析；最后是本文的结论和一些政策建议。

1. 文献回顾与研究方法
1.1 反常收益法及其研究结果
并购业绩的检验一般以并购前后股东财富的变化来衡量。

对股东财富变化的计量，较为常用的方法是反常收益法（abnormal returns methodology）。

这种方法将收购公告发布前后的某段时间（事件窗）内并购双方股东实际收益R与假定无并购公告影响的那段时间内股东的“正常”收益E(R)进行对比，得出所谓的反常收益AR（abnormal returns），即AR=R-E(R) （1）
这样就可以通过反常收益AR的正负、大小及有关的统计检验值来判定并购对绩效的影响方向及影响程度。

在反常收益法中，对实际收益R的计量一般仅需计算测量区间股价的变化和股息的支付
∗作者感谢西安交通大学陈勇博士为本文提供了许多有价值的资料。

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即可，而对“正常收益” E(R)的估算则显得较为复杂和困难。

学者们通常采用所谓的“市场模型法”（Market model method）来估算E(R)，即通过个股收益与“市场”股票收益的关系构造回归模型，估计有关参数，进而以这些参数来计算个股的“正常”收益1。

国外许多经济学家以上述方法对购并方和被购并方的绩效进行了实证检验。

在这些研究中，尽管采用的样本以及测量的区间不相一致，具体方法上也存在一些差异，但都得出了一个相似的结论，即被购并方股东总是并购活动的绝对赢家，不同的仅是收益的多少而已。

例如Jensen和Ruback(1983)在总结十三篇研究文献的研究成果后指出，成功的兼并会给目标公司（Target firms）的股东带来大约20%的反常收益，而成功的收购给目标公司股东带来的收益则达到30%。

Schwert（1996）研究1975-1991年间1,814个并购事件后得出，事件窗内目标公司股东的累积平均反常收益CAAR（Cumulative average abnormal returns）为35%。

实证研究争论的焦点一般都集中在购并方股东能不能从并购活动中获利。

Jensen和Ruback(1983)指出在成功的并购活动中，收购公司股东约有4%的反常收益，兼并公司的反常收益则为0。

Agrawal等人(1992)在研究1955-1987年1,164个并购事件后指出购并公司并购后一年内的CAAR为-1.53%，二年内的CAAR为-4.94%，三年内的CAAR则为-7.38%，即认为并购活动在总体上是不利于购并公司股东的。

Schwert（1996）的研究则显示购并公司股东反常收益与0没有显著差异。

尽管国外近年来的研究普遍显示并购方股东从整体上很难从并购中获利，但Agrawal等人(1992)认为由于有将近一半的购并公司股东累积反常收益为正，这也部分地解释了为什么仍然有许多公司热衷于并购扩张。

近年来国内也有一些学者采用反常收益法来检验中国上市公司的并购绩效。

陈信元和张田余（1999）研究1997年上市公司的并购活动后得出，并购公告前10天至公告日后20天内，购并公司的累积反常收益尽管有上升趋势，但统计检验结果与0没有显著差异。

余光和杨荣（2000）研究深、沪两地1993-1995年的一些并购事件后得出，目标公司股东可以在并购事件中获得正的累积异常收益，而购并公司股东则难以在并购中获利。

1. 2本文的研究方法
尽管反常收益法在企业并购业绩检验中得到了一定的应用，但其适用性仍要受到一些因素的制约和影响。

从上面的分析可知，测量反常收益所依赖的市场模型法是以股价的波动来衡量企业财富变化的，但是对于我国目前的股票市场情况来说，一个重要的问题是，我国的证券市场是不是有效率的。

因为，如果证券市场本身是没有效率的，那么股价的变动就不能衡量企业财富的变化。

虽然一些学者研究认为中国股市已达弱式有效，但吴世农（1996）曾指出股票市场的发育是一个长期的过程，由于我国股市发育时间不长，信息的完整性、分布均匀性和时效性与发达国家还存在着较大的差距，股价容易受人为因素所操纵，所以他对中国股市已达弱式有效这个结论提出了质疑。

另外，从另一个角度来说，即使我国股票市场具有有效性，但由于目前我国绝大多数上市公司存在着很大一部分非流通股，而非流通股股东并不能直接从股价涨跌中获利或受损。

这样，上市公司股价的波动就难以衡量非流通股股东的收益变化，所以也就无法准确测量上市公司业绩的变化。

1反常收益法及市场模型法较详细的说明见Weston等（1999），PP93~106。

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衡量企业经营业绩变化的方法除了上文提到的事后股价变动分析法之外，另一种方法是
采用财务和会计数据来进行比较分析（Parrino和Harris，1999）。

尽管会计利润指标经常会
受到操纵，但陈晓等人（1999）的实证研究还是表明中国上市公司的报表盈余数字具有很强
的信息含量。

并且我们认为，任何会计指标操纵也只能是暂时的，如果给予足够长的会计期
间，企业业绩的变化最终都要反映到其会计报表之中，所以，本文决定采用第二种方法来检
验上市公司并购前后业绩的变化。

为了使检验结果更为客观、准确，我们对会计数据采取了
一些统计技术处理。

步骤如下：
1．选取购并公司并购前后几年的年度报表的若干个指标建立指标体系；
2．将这些指标分别减以该公司所属行业当年该指标的平均数，得到新的指标体系；
3．将新的指标按并购前一年、并购当年、并购后一年、并购后二年和并购后三年分别
做因子分析，构造一个综合评价函数，计算出各公司并购前后不同年度的业绩综合得分；
4．对比并购前后公司综合得分的变化情况来评判公司并购的绩效。

2. 样本和指标的选取以及模型的构建
2.1样本的选择
本文研究的重点是上市公司作为购并公司在并购前后业绩的变化。

我们从各年的《上海
证券报》、《中国证券报》和《证券时报》搜集了1995-1998年发生的201起并购事件作为
检验样本。

表1是样本发生并购事件的年度分布情况。

在样本的选取中，如果一家公司在某一年度发生二起或二起以上的并购事件，我们一般
只取一次；如果这些并购事件发生在不同年度，则以多起并购事件分别计入。

表1 样本的年度分布情况
年度1995 1996 1997 1998 总计
公司家数11 14 51 125 201 需要进行说明的是，在市场模型法研究中，对兼并“事件”的定义一般以宣布期为准。

这主要是因为股票市场不是在并购完成期而是在宣布期甚至更早的信息暴露日开始就已经
对并购事件作出反映。

但如果以财务指标进行并购绩效的研究，则以并购完成期定义更为可
取，这是因为并购对企业业绩的影响一般发生在并购完成之后。

所以，本文对并购日期的确
定以完成期为基准。

2. 2 指标的设定
衡量上市公司业绩的指标很多，如果仅以某一个指标来衡量会造成很多缺陷，当然指标
太多也会造成不必要的重复或舍本求末。

本文选取的指标有四个：
G1：主营业务收入/总资产；G2：净利润/总资产；G3：每股收益；G4：净资产收益率。

由于各个行业的经营业绩和成长性水平不相一致，所以我们再将G1、G2、G3、G4分
别减去不同年度行业2平均水平，建立四个新指标：g1、g2、g3、g4，以消除行业经济景气
的影响。

令AIG1、AIG2、AIG3和AIG4分别表示不同年度该公司所属行业的G1、G2、G3
2我们根据上市公司所属板块将其分为工业、商业、公用事业、房地产、金融、综合六大类行业。

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和G4的平均水平，则g1=G1-AIG1；g2=G2-AIG2；g3=G3-AIG3；g4=G4-AIG4。

2.3 综合得分模型的构建
为了便于对并购前后公司的业绩进行对比，必须构建一个综合得分函数将着四个指标压缩成一个综合得分。

目前较为理想的综合评价方法是因子分析法。

这种方法的核心是对若干个指标进行因子分析提取公共因子，再以每个因子的方差贡献率作为权数与该因子的得分乘积的和构造综和得分函数。

本文也采取这种方法：
F i =αi1Y i1+αi2Y i2+αi3Y i3+αi4Y i4 (2)
其中F i是第i个公司业绩的综合得分，αij是第i个公司第j个因子的方差贡献率，Y ij是第i 个公司第j个因子的得分。

3. 实证分析结果及其分析3
3.1 综合得分的计算
综合得分计算所需的行业数据及公司财务数据均来源于各年中国诚信证券评估有限公司编著的《中国上市公司基本分析》。

我们先以主成分法对样本公司并购前后各年的四个指标b1、b2、b3、b4按并购前一年、并购当年、并购后一年、并购后二年和并购后三年分别进行因子分析，提取四个因子，然后再根据因子得分和方差贡献率，得出五个综合得分函数（前三个函数的样本为201，受并购日期的限制，并购后二年因子分析的样本为76，并购后三年因子分析的样本为25）：
并购前一年：F i–1=0.53672Y i1+0.25719Y i2+0.15814Y i3+0.04795Y i4(3) 并购当年：F i0=0.43782Y i1+0.24842Y i2+0.23195Y i3+0.08181Y i4 (4) 并购后一年：F i 1=0.65529Y i1+0.24348Y i2+0.06366Y i3+0.03757Y i4 (5) 并购后第二年：F i2=0.63688Y i1+0.23613Y i2+0.09711Y i3+0.02988Y i4 (6) 并购后第三年：F i 3=0.66703Y i1+0.21369Y i2+0.11488Y i3+0.00440Y i4 (7) 再根据这五个函数计算出各样本公司并购前后相应年份的业绩综合得分。

3.2 全部并购样本的综合检验
我们首先根据并购前后相应年份因子得分差值对本文全部并购样本进行检验，检验结果列于表2中。

表2 全部样本的均值检验及比率检验结果
F差值 F0-F-1F1-F0F1-F-1F2-F1F2-F-1F3-F2F3-F-1样本量n 201 201 201 76 76 25 25
均值*
-0.001
(-0.012)
0.130
(2.478)c
0.128
(1.837) b
-0.051
(-0.827)
0.129
(1.423) a
-0.189
(-1.318) a
0.079
(0.239)
正值 比率**
0.473
(-0.776)
0.557
(2.323) b
0.582
(2.328) b
0.447
(-0.918)
0.553
(0.918)
0.440
(-0.600)
0.600
(1.000)
3本文有关数据的计算和处理借助于EXCEL97及SPSS9.0统计分析软件。

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注：F-1、F0、F1、F1和F3分别表示并购前一年、并购当年、并购后一年、并购后二年和并购后三
年样本公司的综合得分。

正值比率是综合得分差值为正的样本公司个数占全部样本的比值。

*和**行
括号里的数分别是t检验值和z检验值。

a、b、c分别表示双侧检验在10%、5%和1%的水平下显著。

从表2中可以看出，并购当年样本公司业绩变化不大，这可能是由于许多并购事件都是在将近年终时才发生，未能对公司当年业绩造成重大影响。

但总体样本检验显示并购后第二年公司业绩有所提升，这在均值检验和比率检验中都得到体现。

Jensen和Ruback（1983）的研究显示从六十年代到八十年代，购并公司的收益逐年下降，并且到八十年代已为负数。

其中主要的原因可能是企业购并市场竞争日趋激烈。

特别是在八十年代，西方企业的兼并大都以拍卖的方式进行，这必然提高了收购价格，减少购并公司的收益。

而我国的企业兼并市场发育时间不长，企业购并市场竞争程度相对缓和，因而对收购企业较为有利。

尽管由于样本时间性的限制，并购后第二、第三年综合得分差值检验样本量较少，但我们还是可以从检验结果中得出一些有意义的结论。

表2显示F1-F0、F2-F1、F3-F2的均值分别为0.130、-0.051、-0.189，由此可以看出，从并购后第二年起，并购绩效呈逐年下降的趋势。

而并购后第三年与并购前一年综合得分差F3-F-1的均值已下降为0.079，并且显著性水平不高，这意味着从整体上看上市公司并购后的整合未能取得成功。

3.3 不同类型并购活动对并购绩效的影响
并购活动根据并购双方在业务和市场上的关系可以将其分为横向并购、纵向并购和混合并购三种类型。

横向并购的并购双方在并购前生产相同或相似的产品，在同一市场中相互竞争；纵向并购指并购前双方处于同一产品的不同生产阶段的并购活动；而混合并购则指并购双方在并购前从事不相关业务类型的并购活动。

三种并购类型的经济原理是不一样的。

一般认为横向并购的主要目的是为了产生规模效应或为了垄断市场；纵向并购是为了降低市场上的交易费用，且可以加强对市场的垄断力量；而混合并购的经济原理则较为复杂，采取多样化经营策略以降低经营风险固然是其主要动因，而谋求组织资本和声誉资本的保护以及在财务和税收方面的好处也是其动因之一。

那么，在不同市场条件下，各种类型并购活动之间的并购绩效是不是存在差异呢？Jensen(1986)认为，对于混合并购来说，由于购并公司的经理人员不熟悉目标公司所在行业的业务，或者由于他们会在效率不高的并购活动上浪费“自由现金流量”，所以相对于相同行业内的合并（横向并购和纵向并购）来说，它一般更难以取得成功。

丹尼斯·穆勒（1969）的管理者主义理论认为，混合并购的动因是追逐自身利益而一味扩大企业规模。

效率理论也认为，混合并购的目的是为了降低经理人员自身风险，而并不能使得企业效率提高。

可见，理论上认为混合并购的效率是相对低下的。

然而，实证研究的结果却没有为这些理论提供经验支持。

Elgers和Clark(1980)发现混合并购的购并公司的收益高于非混合并购。

Agrawal等人(1992)的实证检验则说明兼并后若干时间内混合并购的购并公司收益并不低于非混合并购。

本文也将对样本公司分不同并购类型进行检验，以便考察不同类型的并购活动在效率上的差异。

表3是样本公司按不同并购类型的分类情况。

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表3 样本公司按不同并购类型的分类情况 并购类型 1995 1996 1997 1998 合计 横向并购 7 11 26 58 102 纵向并购 1 2 3 10 16 混合并购
2 2 18 48 70
在全部样本公司中，由于有十三家公司在同一年度发生了二起或二起以上不同类型的并购活动，在检验时只好将它们予以剔除。

表4是其检验结果。

表4 不同并购类型样本的均值检验及比率检验结果 F 差值 F 0-F -1F 1-F 0F 1-F -1F 2-F 1F 2-F -1F 3-F 2F 3-F -1样本量n 102 102 102 44 44 18 18 均值* -0.038
(-0.445) 0.102
(1.100) 0.064 (0.871) 0.121 (1.404) a 0.153 (1.699) b -0.183 (-0.421)
0.163 (1.987)
b 横 向 并 购 正值 比率**
0.471 (-0.594) 0.539 (0.792) 0.539 (0.792) 0.5 (0) 0.545
（0.603）0.5
(0) 0.611 (0.943) 样本量n 16 16 16 6 6 3 3 均值* -0.020 (-0.031) 0.024 (0.018) 0.004 (0.012) 0.101 (0.167) -0.341 (-0.527)
-0.147 (-0.080)
-0.426 (-1.737) a
纵 向 并 购 正值 比率**
0.188 (-2.500) c 0.438 (-0.500) 0.563 (0.500) 0.667 (-0.918) 0.500 0.333 0.667
样本量n 70 70 70 22 22 4 4 均值* 0.058 (0.733) 0.189 (2.471)c 0.247 (1.679) b -0.203 (-1.979) 0.201 (1.219) -0.210 (-0.137) a
0.088 (0.031)
混 合 并 购
正值 比率**
0.529 (0.478
0.629 (2.151) b
0.600 (1.673) a
0.318 (-1.706) b
0.591 (0.853)
0.250 0.500
注：同表2。

图1 三种并购类型综合得分差值的比较
-0.5
-0.4
-0.3-0.2
.10
0.10.20.3
-0
从表4的检验结果可以看出，三种不同类型的并购活动在并购后各年的绩效上显示出一定的差异性。

较为引人注目的是混合并购在并购后第一年的绩效较为显著（F 1
-F 0
均值为0.189，t 检验值为2.471），但其并购后第二、第三年的绩效则呈下降趋势且低于横向并购；
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而横向并购绩效在并购后第一年并不显著，然而其绩效呈上升趋势，到并购后第三年止，横向并购后的绩效反而优于混合并购；纵向并购绩效明显不理想，尤其在并购第二年后呈快速下降趋势。

如图1所示。

我国实行混合并购的的上市公司绩效之所以呈现出并购后第一年上升尔后逐年下滑这种趋势，根据对一些样本公司的剖析，主要原因可能是许多上市公司不了解或疏忽了成功实行混合并购必须具备的基本条件。

比如说，实行混合并购的上市公司至少应该拥有目标企业的“行业专属管理能力”和“企业专属非管理人力资本”，等等。

然而，我国许多在本行业取得成功的上市公司误以为它们拥有的“行业专属管理能力”和“企业专属非管理人力资本”等可以通过兼并手段转移到任何行业中的目标企业里，因而盲目实行混合兼并和进入与本行业无关的新行业。

可是，威斯通等人（1998）的组织经验与组织资本兼并转移理论证明，“行业专属管理能力”和“企业专属非管理人力资本”无法通过兼并转移到非相关行业。

因此我国许多实行混合并购的上市公司尽管可以获得一些短期并购利益，但由于它们没有充分掌握非相关行业目标公司的“行业专属管理能力”和“企业专属非管理人力资本”，很难从根本上整合目标企业，加之并购又削弱了主业，所以在长期内并购绩效下滑也是必然的。

与之不同，实行横向并购的上市公司由于拥有目标公司的“行业专属管理能力”和容易掌握目标公司的“企业专属非管理人力资本”，容易整合目标公司，实现规模效益，所以其并购绩效较为稳定。

由于纵向并购样本较少，其检验结果可能容易受到极端值的影响，所以有关结论及其原因还有待于进一步检验和探讨。

为了对混合并购和其它两种并购进行直接对比，我们再用非参数检验中的Welcoxon秩和检验进行检验：
表5 混合并购和其它类型并购并购后业绩的秩和检验结果
检验对象F0-F-1F1-F0F1-F-1F2-F1F2-F-1
N170 70 70 22 22 N2118 118 118 50 50
R16927 7236 7436 631 756
Z检验值0.865 1.722 a 2.276 b-2.103 b-0.575
注：N1、N2、分别表示混合并购和其它并购的样本量，R1表示混合并购样本公司的并购前后因子得分差值的秩和。

a、b分别表示在10%和5%的水平下显著。

可以看出，秩和检验的结果与表4的检验结果显示出相当的一致性。

到并购后第二年止，混合并购和其它类型的并购在绩效上已经没有显著差异。

3.4 股权结构与公司并购绩效
股权结构会对公司的经营决策产生重要影响，进而影响到其经营业绩。

国外对股权结构与企业绩效关系的研究一般从内、外部股东的持股比例和股权集中度来研究。

我国上市公司股权结构中的内部员工持股比例较小，不足以影响股权结构的主体构成。

但我国上市公司股权结构另有其特殊性，其主要表现是流通股与非流通股并存，并且在非流通股中，法人股和国家股都占有重要地位。

所以，我国股权结构所涵盖的内容要宽泛得多，理论研究的角度也相对较多。

由于并购活动会对企业以后的经营绩效以至发展方向等产生重要影响，因此有理
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由认为并购绩效可能会受到企业股权结构的影响。

下面本文拟对二者之间的关系作一实证分析。

我们先来检验第一大股东持股比例与并购绩效的关系。

将第一大股东持股比例与并购公司综合得分差值进行回归可以得到如下结果：
表6 第一股东持股比例与综合得分差值的回归结果
因变量参数估计* R2D-W检验值
F0-F-10.585（1.991）b0.036 2.390 F1-F00.081（0.467）0.005 2.114 F1-F-10.599（1.437）0.025 2.018 F2-F1-0.172（-0.613）0.006 2.439 F2-F-10.263（1.223）0.011 2.021 F3-F2-0.089（-0.166）0.009 2.227 F3-F-10.248（0.743）0.013 1.984 注：*括号里是t检验值，b表示在5%的水平下显著。

由表6的回归结果可以看出，上市公司第一大股东持股比例与F0-F-1呈现出较为显著的正相关关系，而到并购后第一、第二和第三年第一大股东持股比例与综合得分差值已没有统计上的显著相关关系。

为什么会出现这种结果呢？根据对一些样本公司的剖析，可解释的主要原因有以下两点：一是投机性并购造成的。

一般说来，第一大股东持股比例越大，越容易对本公司的并购活动和财务报表进行控制和操纵。

一些不符合配股资格的上市公司为了达到配股的目的，往往通过并购操纵公司业绩。

由于这些上市公司并购的主要目的是为了解决燃眉之急，其并购行为是一种典型的投机性并购，所以其并购绩效往往体现在并购当年。

另外，有些上市公司实行并购纯粹是为了配合庄家炒股制造题材，所以其所谓的并购绩效往往也是体现在并购当年。

这也是部分上市公司第一大股东频频更换的一个重要原因。

二是一些政府机构干预上市公司并购造成的。

现在我国许多上市公司的第一大股东都是国家。

而且国家的持股比例越大，越容易对上市公司进行各种干预。

一些政府机构处于这样或那样的目的，把本地区或本行业一些经营状况较好的企业或资产出售给上市公司。

然而由于上市公司的经营机制没有发生根本性的转变，所以政府的这种“父子眷顾之情”只能缓解暂时之痛，并不能从根本上解决公司的长远发展问题，因而这类上市公司的并购绩效往往也是短期的。

在本文的201家样本公司中，有106家公司并购前的第一大股东为国家股，92家公司第一大股东为法人股，另3家为流通股。

1997年及以前发生并购的76家公司中，45家公司并购前第一大股东为国家股，其余31家为法人股。

那么，国家股为第一大股东和法人股及流通股为第一大股东在并购绩效上有没有显著差异呢？我们再以Welcoxon秩和检验对此进行检验。

由于这类流通股也为法人所持有，即流通股为第一大股东和法人股为第一大股东相类似，所以在下面的检验中，我们将法人股和流通股为第一大股东放在一起讨论。

表7是检验结果。

从秩和检验的结果来看，并购前国家作为第一大股东的公司截止并购后一年总的综合得分差值至少在10%的显著性水平下优于其它股份为第一大股东的公司。

然而到并购后第二
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年止，国家控股公司的这种优势已经丧失，二者累积的综合得分差值已经没有显著差异。

这种状况可能意味着，尽管国家可以通过各种企业并购活动调集更多的资源来包装上市公司，但并不能从根本上解决企业的长远发展问题。

表7 并购前法人股、流通股为第一大股东和国家股为第一大股东并购后业绩的秩和检验
检验对象F0-F-1F1-F0F1-F-1F2-F1F2-F-1
N195 95 95 31 31
N2106 106 106 45 45
R19454 9051 8882 1279 1231
Z检验值-0.343 -1.32 -1.732 a0.740 0.233
注：N1、N2、分别表示并购前法人股、流通股为第一大股东和国家股为第一大股东的样本量；R1表示并购前第一大股东为法人股的样本公司的并购前后因子得分差值的秩和；a表示在10%的水平下显著。

我们还以A股、B股、H股、国家股、法人股与其它股的比重与并购前后各年度因子得分差值进行多元回归分析，但未能得出显著的多元回归结果，限于篇幅，我们不再将结果详细列出。

4. 结论及启示
根据以上实证分析的结果，我们可以得出这样几点结论：
首先，尽管从整体上看并购当年和并购后第一年上市公司的业绩得到了一定程度的提高，但在接下来的年份里，其业绩又普遍不断下滑。

到并购后第三年止，虽然F3-F-1平均值仍为正数，但显著性水平不高。

其次，虽然混合并购为许多上市公司所青睐，并且从短期看也可获得一定的并购效益，但从较长时期来看其优势十分有限；横向并购从短期看绩效一般，但从较长时期来看其绩效较为稳定且呈上升趋势。

第三，对上市公司并购前第一大股东持股比例与综合得分差值进行回归可以发现，第一大股东持股比例与并购当年的并购绩效呈正相关关系，而与并购后各年绩效的关系不大，这表明股权集中度过高的公司的许多并购活动可能是“投机性资产重组”或“政府干预型资产重组”，而非实质性资产重组。

另外，非参数检验结果还表明，从短期看国家控股的上市公司短期的并购绩效要优于非国家控股的上市公司，但从较长时期来看二者之间没有显著差异。

上述结论具有许多重要启示。

对于上市公司而言，并购决策前应从企业长远利益出发，屏弃短视行为，做好可行性研究；并购活动中和并购后要加强自身和目标公司的整合，充分发挥双方的优势；另外，在实施混合并购前要审慎决策，不能盲目进行多元化扩张，一味进军所谓的新兴行业。

对于各级政府而言，不要强行干预上市公司的并购活动，否则不利于上市公司的长远发展。

对于证券监管部门而言，应改进其上市公司配股资格规定。

长期以来，中国证监会对上市公司的配股资格进行了严格的限制。

尽管中国证监会的初衷是为了保护投资者的利益，但在仅以净资产收益率来衡量公司业绩情况下，许多上市公司通过并购进行业绩操纵和投机有其必然性。

因此，中国证监会对上市公司配股资格的确定应采取更好的办法，以减少上市公司利润操纵动机。

陈小悦等人（2000）曾建议扩大对上市公司业绩的评价范围，
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