股权激励与长期并购绩效的实证研究——基于制造业A股上市公司数据.docVIP

股权激励与长期并购绩效的实证研究——基于制造业A股上市公司数据 云南财经大学学报(2014年第6期)中国企业境内并购交易完成数量上看，制造业、励起步较晚且管理层持股比例相对较低造成的;能源、金融行业分别以407、279、189起案例居前另一部分学者认为股权等方式的激励作用失效，3位，占比分别为18%、139毛和8%0因此，选择如杨讳妓(2013)[9]和吴超鹏等(2008)0[16]本文并购事件频发的制造业进行研究，具有较强的代认为这是长期并购绩效研究不可忽视的一个角表性和实践指导意义。[10] 度，从而对此设定假设如下:基于以上分析，本文选取2010年沪深两市假设1:股权激励与并购绩效呈线性相关关系;A股制造业上市公司并购案例作为研究样本，探假设2:股权激励与并购绩效呈曲线相关关系。讨股权激励强度与长期并购绩效之间的关系。(二)变量定义与模型设计为了检验假设1，即股权激励与长期并购绩二、研究假设与模型设计效是否呈正相关关系，设置管理层持股比例与连(一)研究假设续持有超额收益之间的一次回归模型为:Lewellen W C , Loderer G, Rosenfeld A BHAR =β。+β1MR+β2Size +β3Roα+ (1985) [1]和DattaS等(2∞1)[2]就管理者持股这β4Independent + 8 ( 1 ) 一内部机制对公司并购行为的影响展开研究后发为了检验假设2，即股权激励与长期并购绩现，主并公司高级管理层持股越多，并购方的股票效是否呈曲线关系，设置管理层持股比例的二次超常收益越高。同时，低股权激励样本的并购市方与连续持有超额收益之间的曲线回归模型为:场反应显著为负。李善民和毛雅娟(2013)、[3]李MR2BHAR=β。+β1MR+β2+β3Size +β4Roa 瑞婷(2013)、[11]潘杰和唐元虎(2∞5)、[口]刘雪慧+βsIndependent + 8 ( II ) (却13)、[臼]冯明娟(2011)、[叫刘广生和马悦其中，BHAR为被解释变量，即长期并购绩(2013) [叫等学者通过研究中国资本市场的并购效的衡量指标。具体计算方法为:事件发现，高管持股在并购行为中能够充当一种BHARi.’ =且(1+R.,) -且[1+E(R.,) ] ii缓和激励不相容问题的工具。对管理层进行股权BHARi.t为企业i在首次公告月后第t月的连激励能够将管理人和并购公司的利益联系在一续持有超额收益，事件后窗口为[0，24J;Ri.t为企起，从而使管理层更有管理公司的积极性，能够降业i在首次公告月后第t月的实际收益率，数据低企业代理成本，缓解代理问题，从而抑制管理者来源于国泰安CSMAR股票交易数据库，选用个毁损股东价值的公司并购动机，能够促进我国国股数据中考虑现金红利再投资的月个股汇报率;有企业并购绩效的提高。R川为企业i在首次公告月后第t月沪深两市A利益趋同假说认为，股权激励的实施能够促股综合市场收益率，数据来源于国泰安CSMAR使企业所有者与经营者的利益趋于一致，从而使股票交易数据库，选用综合市场交易数据中考虑管理者做出有效的并购决策进而提升企业并购现金红利再技资的综合月市场回报率(等权平均绩效。管理防御假说认为，在一定程度之内股权法);E(Ri ，)为企业i在首次公告月后第t月的激励强度的增大能够有效提升并购绩效，然而当预期收益率。预期收益率的计量有均值调整法、股权激励强度超过一定限度的时候，管理层受到市场调整法和市场模型法3种方法。本文采用外部监督和约束的强度将会降低，从而为了巩固自身地位以及在职消费水平，极易漠视广大股东市场模型法，估计窗口为[-24，一1]。的利益，从而做出不利的战略决策，对并购绩效MR为股权激励的衡量指标，用首次公告日管2起到消极作用。如韩亮亮等(2∞6)[6]以及杜兴理层持股数占总股本的比例表示;MR为管理层持强和漆传金(2008)[7]等。)2。股比例的二次方，即(管理层持股数/总股本数Jensen和Murphy( 1990) [町等学者认为，管Roa, Size和Independent为控制变量。Roa理层的股权激励是由行业性质、环境特点以及内为并购前公司盈利状况，用并购前一年加权平均部环境等因素所决定的，对企业价值的提升并不净资产收益率表示;Size为公司规模，用并购前存在相互关系或者因相关性不显著而被视为不一年末公司总资产账面价值的自然对数，即Ln存在相关性。国内关于股权激励效果不显著或(并购前一年末公司总资产账面价值)表示;In??没有相关性的研究大多出现在20世纪末21世dependent为独立董事比例，用公告日董事会中纪初，一部分学者认为这是由于我国企业股权激独立董事的比例表示。 128 刘莉，温丹丹:股权激励与长期并购绩效的实证研究一一基