2009年5月第十二卷二期 • Vol. 12, No. 2, May 2009 買貴了還是買對了? 主併者併購溢價與長短期股票報酬的非線性關係 廖俊杰 陳家妤
中華管理評論國際學報‧第十二卷‧第二期 1 買貴了還是買對了? 主併者併購溢價與長短期股票報酬的非線性關係 廖俊杰 陳家妤 摘要 過去關於「併購溢價」（merger premium）與併購後績效之間關聯性的研究，多以「過度支付」（overpayment）與「併購綜效」（merger synergy）兩種觀點加以解釋，並將兩者視為二擇一（alternative）的假說。本研究探討併購溢價與併購後累積異常報酬的非線性關係，思考兩種假說並存的可能性。實證結果顯示，就短期而言，以（-1, +1）、（-2, +2）與（-5, +5）事件窗口求出的轉折點分別為、與，表示當主併公司付出的併購金額未超過目標公司真實價值%－%，則此市場將此溢價視為未來併購綜效的訊號，支持綜效假說；若溢價超過目標公司價值的%，則併購後累積異常報酬轉為負值，支持過度支付假說。然就長期而言，此非線性關係不復存在，溢價之迴歸係數與長期績效為負向關係，且隨著事件窗口的拉長負值越大，顯示主併者過度支付造成長期績效不佳。 關鍵詞：併購溢價、併購綜效、過度支付、非線性關係 廖俊杰 中國文化大學國際貿易系 陳家妤 景文科技大學財務金融系
中華管理評論國際學報‧第十二卷‧第二期 2 緒論 根據加拿大Thomson Financial的研究報告指出，2007年上半年全球併購（merger & acquisition, M&A）交易（包括已經完成的交易和正在進行中的交易）總額已達兆美元，較去年同期增長53%，創下歷史新高紀錄，已是1全球併購活動連續第5年的增長。無疑地，企業併購已成為協助企業外部2增長的主要方式（Ghosh & Das, 2003），而台灣亦出現此種併購浪潮（M&A wave），根據經濟部統計，2006年企業併購案共有203件，併購金額為1265億元，比起2005年245件、億元，併購金額增長近一倍。 然而在併購浪潮背後，卻有另外兩項有趣的數據。其一是「買貴了」，根據Moeller, Schlingemann & Stulz（2005）的研究，美國在1980年至2001年間宣告公開併購案的企業，其平均合併溢價大型企業達68%、小型企業則為623﹪，高合併溢價確實是一普遍存在的現象；其二則是「買錯了」，許多實證認為，主併公司之股東長期平均報酬呈負值（Agrawal & Jaffe, 2000），Sirower（1997）也得到類似的結論，認為主併者的股價在宣佈併購交易之後一年，較史坦普五百大企業（Standard and Poor, S&P 500）的平均股價要低%，甚至有60家併購企業的股價落後市場表現，32家企業的股價不升反跌。 循著上述思考線索，學者開始嘗試探索以「合併溢價」（merger premium）的觀點解釋併購後的長短期績效。其中，多數實證文獻主張合併溢價與目標公司股東之超額報酬具有正向關係，至於與主併公司報酬的關係則仍未有定論，並有「過度支付」（overpayment）（Schwert, 2003; Sirower, 1997; Varaiya & Ferris, 1987）與「併購綜效」（merger synergy ）（Antoniou, Arbour & Zhao, 2008; Bradley, Desai & Kim, 1983）兩種觀點。然而先前研究多將過度支付與併購綜效視為兩相互斥、且二擇一（alternative）的假說，且研究未有定論，4究其原因，King, Dalton, Daily & Covin（2004）指出，若將過去文獻加入一些未定義的變數或改變若干假設，併購績效的異象（anomalies）就會緩和。 1 網路資料： 2 根據資誠會計師事務所（Pricewaterhouse Coopers, 2006）的研究指出，企業為了擴展新市場，60％的總經理（Chief Executive Officer, CEO）會考慮採取併購方式。 3 至於合併溢價中位數，大公司達61%、小公司則是52﹪。 4 該研究針對過去93項實證研究進行META分析所得到結論。
中華管理評論國際學報‧第十二卷‧第二期 3 本文與台湾及以外文獻的主要差異在於：認為資本市場對於併購事件及其後續績效的訊號解讀，可能會依併購溢價幅度（magnitude）的高低而有不同，兩種假說是有可能並存的，也就是說，在某一溢價水準下，投資人可能將併5購溢價視為未來可能創造更高的預期收益，因此主併公司股東產生正向超額報酬（併購綜效假說）；然而一旦市場解讀此項溢價過高，交易價格超出交易所能創造的利得（Flanagan & O’Shaughnessy, 2003; Porrini, 2006），前述超額報酬轉為負值（過度支付假說）。因此兩項假說有可能同時存在，併購溢價與主併公司股東報酬會存有非線型或二次方（quadratic）的關係。本研究欲彌補上述研究缺口，並以台灣併購市場為例，進行實證分析。 過度支付觀點呼應Agrawal & Jaffe（2000）所提的「併購後低度績效之謎」（post merger under performance puzzle），併購後主併公司存有長期績效不佳現象，主併公司沒有能力代表股東透過併購案創造價值；Schwert（2003）進一步將之歸因於主併者的過度支付，認為主併公司支付的價格往往高於目標公司真實價值，而產生了合併溢價，反應在併購宣告後，目標公司通常會有正的超額報酬，而主併公司的財富效果目前則不明確。至於合併綜效觀點則有Berkovitch & Narayanan（1993）和Eccles, Lanes & Wilson（1999），將合併溢價視為主併公司和目標公司之間「綜效」的代理變數；將兩種假說視為可能同時存在，思考資本市場對溢價訊息解讀的非線型關係，正是本研究欲達成之主要貢獻。 相較於歐美較成熟的資本市場，台灣股票市場規模小，屬於淺碟型的市場，過去在併購相關議題的研究上，受限於併購樣本有限，目標公司公開財務資訊不足，一直缺乏併購溢價觀點的相關研究，主要集中在主併者宣告效果的6討論，近年來併購浪潮使樣本擴大，本研究亦可彌補此一不足，並以歐美為主體之研究作一對照。 此外，本研究也考慮了多組控制變數，包括支付方式、併購類型、併購相關性及敵意併購等；而在事件研究法的應用上，過去文獻著重短期宣告分析， 5 M&A可能帶來的利益包括：規模經濟、範疇經濟、多角化、市場力量提昇、管理能力改善。 6 謝劍平、張竣傑（1995）、杜曉君（2000）及林哲鵬和陳玟靜（2002）等發現購併宣告對併購公司股東財富並無顯著的影響，但另一方面，陳安琳、湯惠雯與許銘峻（2000）、羅明敏與呂兆文（2001）、孫梅瑞與陳隆麒（2002）顯示購併宣告對併購公司股東財富會產生正向顯著的影響。
中華管理評論國際學報‧第十二卷‧第二期 4 但企業購併主要是為了追求長期的持續增長與永續經營，以求提升公司價值，本研究亦加入長期分析，希望能提供公司購併決策及投資人長期投資參考。 文獻回顧 Berkovitch & Narayanan（1993）指出併購動機有三：一為綜效假說（synergy hypothesis），企圖透過併購達成規模經濟之營運綜效，降低風險之財務綜效，及獲取市場佔有率之市場綜效（Singh & Montgomery, 1987；Bradley, Desai & Kim, 1988；Seth, 1990）；二是傲慢假說（Roll, 1986），指由於主併公司之經營者高估自己的能力，認為購併目標公司後必能使其轉虧為盈，因此產生買貴或買錯標的現象；三是代理動機假說，指的是管理層發動併購重組是出於自身利益考量，藉此掘取主併公司股東利益，降低主併公司股東價值7（Shleifer & Vishny, 1989），如目標公司有議價能力，目標公司亦可分享部分從主併公司管理當局由其股東處所得到之利益，且管理當局掘取的利益愈高，具議價能力的目標公司可分享愈多利益（Malatesta, 1983; Lewellen, Loderer & Rosenfeld, 1985; Morck, Shleifer & Vishny, 1990）。 8本研究以併購溢價觀點思考併購動機，依據文獻以過度支付假說與併購綜效假說，做為兩項可能的溢價來源，並整理相關文獻如下。 過度支付假說 過度支付假說主張主併公司以高於市場對利潤預期的「溢價」進行交易，導9致溢價與事件後超額報酬呈負相關（Grullon et al., 1997；Hayward & Hambrick, 1997; Mueller & Sirower, 2003; Sirower, 1997）。因此，支付高溢價意味著將主併公司股東財富移轉給目標公司，至少可部分提供證據支持主併 7 其他尚有Amihud & Lev （1981）提出的「管理層個人利益組合的多元化」、Jensen （1986）提出的「管理層利用自由現金流擴大公司規模進而提高與公司規模正相關的個人利益」、及Shleifer & Vishny（1989）提出的「透過併購擴大公司規模，進而提高公司對現任管理層的依賴程度」。 8 例如: Antoniou, Arbour & Zhao (2008)。 9 Grullon, Michaely & Swary（1997）；Hayward & Hambrick（1997）；Mueller & Sirower （2003）和Sirower（1997）證實了美國併購案確實存在此種負向關係。
中華管理評論國際學報‧第十二卷‧第二期 5 公司於事件後的負報酬，及目標公司因併購而產生的正向報酬（Becher, 2000;Goergen & Renneboog, 2004; Houston & Ryngaert, 1997）。 現有文獻對於過度支付假說的論證有三種途徑，首先為前述的經理人非理性傲慢心理，高估了併購後的獲利狀況（Roll, 1986），其次，也可能是存在多組競爭者，以致必須以價格競賽獲得最終企業控制權（Ruback, 1982），最後也可能是前述的代理問題所引起，在追求自身利益的驅使下，忽視了併購後的獲利性（Shleifer & Vishny, 1997），因此高溢價只是代理問題存在的訊號，且對此併購案之評價有負向衝擊。 併購案的價值破壞，反映在事件後主併公司的長期低度績效，文獻中所謂的贏家詛咒（winners curse hypothesis）（Roll, 1986; Chandra, 2001）正說明此種異象。Abhyankar, Ho & Zhao（2005）就發現，付出高溢價之主併者的長期超額報酬遠低於標竿投資組合（benchmark portfolio），並認為過度支付對此現象最具解釋能力；Schlingemann, Stulz & Walkling（2002）則指出，小型企業的併購宣告超額報酬，較大型企業高出%，而背後的原因正是大型企業通常支付較高的合併溢價；Varaiya & Ferris（1987）的實證也支持過度支付假說。 一旦主倂者無法創造超出溢價的綜效，則併購案註定失敗，付出加倍成本也不易為股東創造價值（Banerjee, 2005b），且只要價格過高，即使交易完美執行，仍無法創造價值（Koller, 2005）。Moeller, Schlingemann & Stulz（2004）的研究也支持合併溢價偏高，就必須期待目標公司有更高的成長、或更多的成本降低方案，才能將交易合理化，也就是過度支付狀況愈嚴重，併購價值破壞的可能性愈高，也愈可能導致併購事後的低度績效。 也有學者提出相反的看法，Fama（1998）就反駁長期低度績效現象的存在，認為只要修改衡量長期異常報酬的方法，此種異象就會消失。因此，主併公司長期低度績效現象，是否足以對傳統金融效率市場理論提出嚴重挑戰，目前仍是眾說紛紜。 併購綜效假說 綜效假說的基本論述是，主併者願意付出比預期併購價值更高的金額（Bradley et al., 1983; Slusky & Caves, 1991），據此假說，合併溢價可視為主
中華管理評論國際學報‧第十二卷‧第二期 6 併者給予併購案價值評估的指標，且預期可產生綜效，因此，溢價與股價超額報酬存有正向關係。 Eccles等人（1999）認為，合併溢價其實是主併公司和目標公司之間綜效的代理變數，若併購後之公司價值大於併購前二家公司個別價值之和，稱為併購之經濟利益（economic gain）。企業進行併購後，所產生之綜效，包括達成規模經濟之營運綜效，降低風險之財務綜效，及獲取市場佔有率之市場綜效等（Singh & Montgomery, 1987; Seth, 1990），故在綜效假說下，併購只有在併購後價值大於個別公司併購前價值時才會發生（Bradley et al., 1988; Seth, 1990）。Antoniou等人（2008）以396個英國工業部門的成功併購案例，證明短期超額報酬與溢價呈正相關，且認為支付高溢價的主併者在併購三年後績效較差。 併購溢價的其它影響因子 另有學者針對M&A的超額報酬進行其他分析，主要結論有：多角化併購類10型其併購後績效較差（Houston, James & Ryngaert, 2001；Maquieira, Megginson & Nail, 1998）、以現金融資者超額報酬較高（Hansen, 1987; Sudarsanam & Mahate, 2003）、主併公司相對於與目標公司規模愈大，超額報酬愈高（Agrawal, Jaffe & M&elker, 1992; Beitel, Schiereck & Wahrenburg, 2004）。此外，主併公司的報酬股權結構、非合意併購（Desai, Kroll & Wright, 2005; Goergen & Renneboog, 2004; Gregory, 1997; Healy, Palepu & Ruback, 1997; Schwert, 2000; Walters, Mark, Kroll & Wright, 2007）都呈現正相關。分別討論如下： 支付方式 關於併購支付方式的選擇，文獻探討的主題之一是探討支付工具對主併者股東財富的影響，Travlos（1987）主張，股權支付之異常報酬為負，現金併購則為正，此外，Antoniou等人（2008）也支持股權支付的事件後報酬低於其它兩種交易媒介（現金支付、及混合支付），也有許多實證文獻主張，目標公司在現金併購下會有較高的報酬（Huang & Walking, 1987 ; Franks, Harris & Mayer, 1988; Eckbo & Langohr, 1989），以上均證實併購支付方式確會影響交易雙方事件後的股票報酬，且現金支付優於股權交換。 10 不論地理位置多角化、或活動內容多角化均屬之。
中華管理評論國際學報‧第十二卷‧第二期 7 併購支付方式的選擇的另一研究主題則為︰經理人如何選擇？解釋方法之一是資訊不對稱模型（information asymmetry models），經理人藉其訊息優勢，造成對方產生逆選擇（adverse selection）；根據Myers & Majluf（1984）的資訊不對稱理論，使用現金為支付工具可替股東增加財富，股票交換則會侵蝕股東財富，其他學者如：Huang & Walking（1987），Masse, Hanrehan & Kushner（1990），Datta, Pinches & Narayanan（1992），Sudarsanam, Holl & Salam（i1996），Loughran & Vijh （1997），Yook（2003），Moeller, Schlingemann & Stulz（2005）及張紹基、楊勝淵（2001年）等也有相同觀點。 在資訊不對稱下，併購支付方式可以釋放出關於主併公司與目標公司真實價值的訊號，如果主併者認為評價存在有風險，則會選擇股權交易（也就是一旦主併公司不能正確評估目標公司的基本價值，會採取股權交易），用股權支付等同於簽訂了一份分散風險的契約，因為要付給目標公司的真實價格受制於兩個核心未來真實的獲利性，此將使逆選擇的成本極小化（Sudarsanam & Mahate, 2003）。股權的交換可以部分移轉未來支付報酬及未來的風險將其移轉給新創公司的股東，相同地，Myers & Majluf（1984）也同意支付方式扮演訊號傳遞的角色，如果主併公司管理者認知到他們的股權價值被高估，他們將採用此訊號將被高估的價格轉換成真實的資產，因此他們在作併購決策時會選擇股權併購。相對地，如果主併公司的管理者認為自身目前的股價相對被低估，則較可能採用現金併購支付的方式，也就是說現金併購的方式可以讓主併公司目前的股東保留著未來併購之後的報酬或利得。 此外，課稅也是經理人選擇併購支付方式的重要因子，以現金支付有立即的資本利得稅，股權支付則可延緩稅負，若目標公司股東希望延遲課稅，主併者會提議以股權支付。 在訊號效果上，現金併購廣泛被認為具有正向訊號效果，而股權併購則傳達負向訊號效果，Jensen（1986）指出，採用現金的併購方式可以藉由降低公司內部超額自由現金流量降低代理問題，因此不論是訊號理論或者是代理理論，現金的併購方式都會比股權併購有更好的併購後績效。 然實證結果依舊存在分歧，大致可認為支付方式的影響因子有：主併公司的財務狀況（Sung, 1993）、主併公司閒置現金流量（Heron & Lie, 2002）、主併公司經理人持股（Faccio & Masulis, 2005）及主併公司負債程度或規模（Martin, 1996）、主併公司投資機會（Faccio & Masulis, 2005）、目標公司
中華管理評論國際學報‧第十二卷‧第二期 8 評價（Loughran & Ritter , 1995）、購併事件屬敵意與否（Shleifer & Vishny, 112003）及購併事件是否為跨國購併（Arjen, 2006）等。 價值併購與魅力併購 根據「績效過度推論假說」（performance extrapolation hypothesis），投資者通常會相信過去的績效會一直持續到未來，然後根據這樣的信仰來決定如何去投資一家公司，更明確的說，投資者對於帳面市值比（book-to-market ratio, B/M）較低的魅力型（glamour）公司，會針對該企業過去的高績效給予過度推論，堅信這樣的榮景可以持續到未來；同樣的，投資者對於價值型（value）公司（B/M較高）也會給予懲罰，同樣基於投資人相信此類公司過去的低績效仍會持續下去。根據績效過度推論假說，我們可以預測，事件發生之初的過度推論與併購宣告後市場的過度反應，只有當投資者重新調整預期，才會隨時間而修正至合理水準。據此可推論︰價值併購者的事件後績效，會優於魅力併購者（Rau & Vermaelen, 1998）。 Lakonishok, Shleifer & Vishny（1994）指出，魅力型併購通常有一段具有高現金流量和收入高成長的經驗，而這樣的輝煌歷史，會導致經理人產生過度自信的偏誤心態；另一方面，價值併購者在制定併購決策時，會採取較謹慎的態度；此外，企業所處的狀態，也會影響其併購支付方式，Rau & Vermaelen （1998）發現，魅力型的公司較偏好股權併購，Sudarsanam & Mahate（2003）也得到同樣結論。 上述結論與資訊不對稱假說一致，都認為魅力企業的經理人會知道自己公司的股權價值無法持續，因此希望儘快將股權轉換成實質資產，Dong, Hirshleifer, Richardson & Teoh（2006）的研究也發現，B/M較低的公司更容易有價值高估的現象。 相關併購與非相關併購 現有文獻多認為，併購所創造的價值是主併公司與目標公司之間綜效的函數。Shelton（1988）指出：只有當併購後的新組織能有效運用資產，併購才能創造價值，否則不如維持主併公司與目標公司各自獨立；該研究也發現，若併購目的是去接近新的、且與原產業高度相關的市場，則能夠創造最大的 11 Moeller等人（2004）和Goergen & Renneboog（2004）則加入混合支付做為另一種支付型式。
中華管理評論國際學報‧第十二卷‧第二期 9 價值，並使變異數極小化；也就是說，若驅動併購的是經理人非理性的心理偏誤，例如過度高估了對不相關目標公司產業的熟悉程度，則會產生併購後的低度績效。Maquieira等人（1998）就提出企業多角化策略會破壞企業價值的結論。 文獻也支持相關併購的績效，會優於非相關併購（Lubatkin, 1983; Singh & Montgomery, 1987; Gregory, 1997; Hubbard, 1999; Sudarsanam, 2004; Dash, 2004），42%的複合式多角化（conglomerate）併購案績效不佳，主因可能是主、被併雙方缺乏認識（Chandra, 2001）。非相關併購通常出現財務績效差、資本生產力較低、績效變異性較大的結果，原因包括：區域知識及產業知識不足、企業策略無法聚焦及缺乏產生綜效的能力，Datta等人（1992）認為多個主併競爭及複和式多角化，都會對主併者財富有負向效應。 Sudarsanam等人（1996）指出，若企業具互補性（例如資金寬裕者VS.具超額投資機會者），則對雙方股東有價值創造效果；當高評價企業併購較低評價之企業時，主併公司股東會有財富損失，目標公司則可獲利，此結論與傲慢12假說一致。 合意併購與非合意併購 若主併者與目標公司皆有併購意願，雙方合意選擇適當之併購模式與條件進行併購，稱為「合意併購」或「善意併購」；另一則是主併者在未取得目標公司經營者同意下，透過公開收購或委託書徵求等方式，取得目標公司經營權，稱之為「敵意併購」（hostile takeover），或「非合意併購」。 關於非合意併購的定義，文獻有幾種說法：目標公司管理階層產生抵抗（Kennedy & Limmack, 1996；Kini, Kracaw & Mian, 2004；Sudarsanam & Mahate, 2006）、主併公司第一次之出價遭目標公司拒絕（Sudarsanam, Holl & Salami, 1996）、目標公司管理階層不建議股東接受主併公司之收購條件（Schoenberg & Thornton, 2006）。 至於併購後績效的相關研究，多數支持非合意併購對主併公司績效有正向影響， Huang & Walking（1987）指出，非合意併購的價值大於合意併購的價值，Kennedy & Limmack（1996）發現，主併公司的累積異常報酬在非合意 12 Gregory（1997）、Zhang（1998）和Moeller等人（2004）也都支持此觀點。
中華管理評論國際學報‧第十二卷‧第二期 10 併購下較高，Sudarsanam, Holl & Salami（1996）主張在非合意併購下，主併公司與目標公司雙方均獲得較多財富，Sudarsanam & Mahate（2006）研究結果顯示，單一非合意者的異常報酬顯著高於單一合意者，而單一合意者、多重非合意者與白衣騎士三者間的異常報酬並不具顯著性；另有文獻指出，非合意併購的宣告對主併者有較高的報酬，原因是會產生高階經理人的大搬風，可改善營運績效（Gregory, 1997; Loughran & Vijh, 1997）。以台灣併購市場為主題的研究中，黃月幀（2007）以1995年至2006年之187件併購事件為樣本，研究發現非合意併購顯著減少主併公司股東財富。 資料來源 本研究樣本期間為1987年到2003年，資料取自公開資訊觀測站、公司股東會年報、台灣經濟新報（Taiwan Economic Journal, TEJ）、聯合知識庫、知識贏家、台灣新聞智慧網等剪報資料庫。 併購樣本以下列標準進行樣本篩選：(1) 所有主併公司及目標公司均曾為台灣上市、上櫃之公開發行公司；(2) 併購特質須為吸收合併、資產收購或股權收購，至於新創合併予以剔除；(3) 由於產業特性不同，金融業之併購樣本予以剔除；(4) 刊載的報導須為購併宣告之事實，且將併購公司名稱明白列於報導標題中；(5) 目標公司必須有完整的併購前一個月的股票市場價格；(6) 須具備自併購宣告日後至少三年的股票月報酬資料、市值等資料；(7) 若併購公司於研究期間因重大事件成為全額交割股或停止交易下市者，則予以剔除；(8) 若同一併購案件中有數個併購者，所有併購者均納入樣本。根據上述標準，有效樣本共計190筆。 研究變數 自變數：併購溢價 併購溢價（premium, PRE）為交易價格除以宣告前21天目標公司之市場價格（Antoniou et al., 2008; Bharadwaj & Shivdasani 2003; Brewer, Jackson & Jagtiani, 2000）。我們將此變數平方，探討與超額報酬的非線性關係。 控制變數 併購支付方式 此為虛擬變數，若主併公司以現金併購其值為1，股權併購其值則為0。
中華管理評論國際學報‧第十二卷‧第二期 11 主併公司市價對帳面價值比 本研究採用Fama & French（1992）之定義，以主併公司併購宣告前一年底之13普通股市值除以帳面價值作為衡量成長機會之代理變數。主併公司之權益市場價值相對帳面價值越高，顯示主併公司未來的成長機會越高。 主併公司企業規模 以主併公司總資產取自然對數來衡量。公司規模越大，越可在營運、行銷及財務方面達到規模經濟，提升公司價值預測。 相關併購 此為虛擬變數，若主併公司與目標公司為相關併購（correlative, COR），其值為1，非相關併購則為0。相關併購係指主併公司與目標公司其TEJ產業別代號前兩碼相同的產業。 非合意併購 本研究對於非合意併購（hostile takeover, HOS）之認定標準，以併購相關新聞報導內容作為判斷依據，假使報導中出現主併公司公開收購、徵求委託書、支付高於市價的溢價、介入經營權、未經目標公司經營團隊同意、目標公司不接受主併公司之收購條件等字眼，歸類為非合意併購。此為虛擬變數，主併公司為非合意併購者，其值為1，若為合意併購，其值則為0。 應變數 短期績效：累積平均異常報酬 為檢定上市上櫃及公開發行公司併購宣告短期報酬率之變化，本研究採用Sharpe（1963）之市場模式，以估計併購宣告之異常報酬，市場模式如下： R=α+βR+ζ （3） itiimtit式中R為第i種證券在第t日之報酬率，R為市場投資組合在第t日之報酬itmt率，α為第i種證券市場模式迴歸式的截距，β為第i種證券市場模式迴歸式ii的斜率，ζ為第i種證券在第t日之隨機誤差項。 it 13 帳面價值=股東權益總額－特別股股本－遞延所得稅。
中華管理評論國際學報‧第十二卷‧第二期 12 本研究估計併購後異常報酬率的步驟如下： 1. 估計期的選擇並沒有一定的標準，惟應避開所探討事件日的可能影響。本研究的參數估計期為併購宣告日前21天至前270天共250日的資料來估計市場模式之係數，估計期的選擇並沒有一定的標準，惟應避開所探討事件日的可能影響。 2. 事件期（t=-5 至t=5）：為了解過去股價是否隱含今日的資產宣告，期有足夠的樣本觀察事件日前後的股價變化，及為了使事件的效果能完整地包括在分析中，本研究將在宣告日前第5 個交易日至宣告日後第5 個交易日間，選取多個窗口，作為探討併購宣告對股東財富造成影響的事件期間。 3. 將步驟A式所推估的α、β與步驟B所推估的市場實際日報酬R代入iimt（3）式中，以估計每一併購樣本在事件期內每一交易日的期望報酬率E(R)，即 it∧∧E(R)=α+βR （4） itiimt4. 將併購事件期內各日之實際報酬率與期望報酬率相減，即可得出各日異常報酬率（abnormal return, AR）估計值： AR=R−E(R) （5） ititit5. 將所有併購樣本事件期內之日異常報酬率相加後，再除以併購樣本數，即可求出第t日之平均異常報酬（average abnormal return, AAR） NAAR=AR/N （6） t∑iti=16. 將每日之平均異常報酬累加，即可求得累積平均異常報酬CAAR。 tCAAR=AAR （7） t∑t1長期績效衡量：日曆時間投資組合迴歸分析法 本研究採用Fama（1998）作法，日曆時間投資組合迴歸分析法（calendar-time portfolio regression, CTPR）計算長期異常報酬，控制了併購活動中產業群聚
中華管理評論國際學報‧第十二卷‧第二期 13 所產生的橫斷面相依問題，並控制多次併購者（frequent bidder）的報酬重疊性。 日曆時間投資組合的形成，係於研究期間內之第t年第n月時，將該月之過去3年間曾經發生併購事件的樣本公司形成一投資組合，且每個月皆須重新形成一組新組合，直到無法再納入最後一個月的樣本為止，例如本研究樣本期間為1987年1月至2003年12月，為衡量3年的長期異常報酬，於第t年1月時須選取第t-3年1月到第t-1年12月間曾發生併購事件的公司形成一投資組合，到了下個月（即2月）時，則必須選取第t-3年2月到第t年1月間曾發生併購事件的公司形成一投資組合。至於日曆時間投資組合報酬，本研究以Fama-French三因子模型衡量，公式如下： R−R=α+β(R−R)+sSMB+hHML+ε （8） ptftppmtftptptpt式中R為日曆時間投資組合之月平均報酬，R為第t期的無風險利率，以第ptft14一銀行一個月定存利率代替。R為第t期的台灣集中市場加權指數月報酬mt率。SMB為第t期小型公司投資組合的價值加權平均報酬，減去第t期大型公t司投資組合價值加權平均報酬。HML為第t期的高淨值市價比組成的投資組t合的價值加權平均報酬，減去第t期低淨值市價比組成的投資組合價值加權平均報酬。截距α為估計期間每個投資組合的月平均異常報酬。 P併購溢價與主併公司長短期績效之迴歸式 本研究欲判斷併購溢價與長短期績效是否存有非線性關係，迴歸式如下: 2PERFOR=λ+λPRE+λPRE+λPAY+λMB+λSIZE+λCOR i01i2i3i4i5i6i+λHOS+ε （10） 7ii式中，PERFOR為績效，短期績效係以CAAR衡量，長期績效係以CTPR衡量。PRE為溢價，PAY為支付方式，MB為主併公司市價對帳面價值比，SIZE為主併公司規模，COR為相關併購，HOS為非合意併購。 14 台灣國庫券採不定期不定量發行，資料不完整，故以第一銀行一個月期之定期存款利率代替。
中華管理評論國際學報‧第十二卷‧第二期 14 實證結果與分析 敘述統計 表1為研究期間內各年度之支付方式、併購型態及主併者態度之樣本分配狀況。從表1可見，在全球併購風潮帶動下，台湾併購案大多集中在1999年後，1999年（19件）、2000年（21件）、2001年（14件）、2002年（16件）、2003年（13件），此5年的樣本計83件，佔整體樣本的44%， 企業間藉由直接整併，尋求規模及競爭力快速提升，已成為企業從事併購行為之策略主軸。在支付方式上以現金支付為主（佔全體樣本68％），併購型態上以相關併購為主（佔全體樣本71％），在主併者態度上，合意併購亦明顯較高（佔全體樣本86％）。 表2為主併公司之敘述統計量，溢價平均值為，確實在直觀上存有付出高於市場價值的現象，支付方式平均值為（以現金支付為主）、相關併購平均值為、非合意併購平均值為。 表1 併購支付方式、型態及主併者態度之分配表（年度別） 年度 全樣本 支付方式 併購型態 主併態度 現金 股權 相關 非相關 合意 非合意 1987 2 1 1 1 1 2 0 1988 4 2 2 3 1 3 1 1989 14 14 0 11 3 12 2 1990 13 10 3 10 3 11 2 1991 8 8 0 5 3 7 1 1992 7 5 2 5 2 6 1 1993 7 6 1 6 1 5 2 1994 8 7 1 6 2 8 0 1995 7 4 3 6 1 4 3 1996 9 7 2 6 3 8 1 1997 17 16 1 12 5 16 1 1998 11 10 1 7 4 10 1 1999 19 16 3 15 4 13 6 2000 21 10 11 15 6 19 2
中華管理評論國際學報‧第十二卷‧第二期 15 2001 14 6 8 8 6 12 2 2002 16 3 13 8 8 15 1 2003 13 5 8 11 2 12 1 合計 190 130 60 135 55 163 27 表2 敘述統計量 Mean Med Max Min . PRE PAY MB SIZE COR HOS 註：PRE為併購溢價；PAY為支付方式；MB為市價對帳面價值比；SIZE為公司規模（單位千元）；COR為相關併購；HOS為非合意併購。 短期績效分析 為了分析併購宣告期間股票市場的反應狀況，在短期分析上我們採用市場模式估計，以併購宣告日前21天至前270天共250的日資料來估計市場模式之係數，估計期的選擇並沒有一定的標準，惟應避開所探討事件日的可能影響。事件窗口共有3個，分別為（-1, +1）、（-2, +2）與（-5, +5）。本研究之虛無假設為CAAR等於零，並採用標準化CAAR的統計量（Dodd & Warner, 1983），推論是否併購宣告事件對於企業股票報酬具有衝擊。 表3 各事件窗口之CAAR 事件窗口 CAAR（%） P值 Dodd & Warner’s test (-1, +1) < (-2, +2) < (-5, +5) < 依據表3可知，併購宣告之（-1, +1）、（-2, +2）及（-5, +5）事件窗口之CAAR具顯著性，顯示此三個事件窗口對於企業股票報酬具有衝擊，此與Fuller, Netter & Stegemoller（2002）、Dong等人（2006）的結論一致。
中華管理評論國際學報‧第十二卷‧第二期 16 表4為橫斷面（cross-sectional）迴歸分析，由表4可知：（-1, +1）、（-2, +2）及（-5, +5）事件窗口之併購溢價迴歸係數分別為、及，均為正，且具顯著性，而併購溢價項平方之迴歸係數則分別為、及，亦具顯著性，說明了就短期而言，併購溢價與CAAR為非線性關係，且此關係須視溢價幅度而定。 在併購溢價較低之時，此變數對主併公司之CAAR有正向影響，支持綜效假說；之後隨溢價提高，兩者之關係轉為負向，反而支持過度支付假說，也就是兩項假說是可以並存的，併購溢價與CAAR存有非線性關係。 將第10式的PERFOR對溢價偏微分，且設定其值為0，我們可求出自變數與因變數之轉折點為–（λ/2λ）。以（-1, +1）事件窗口為例，求出轉折點12為；而（-2, +2）與（-5, +5）之轉折點則分別為與。因λ之迴歸係數為負，代表有極大值，因此作出下列推論：當主併公司所付2出的溢價未超過目標公司價值%%時，此溢價會被市場解讀為未來併購綜效的訊號，對主併公司股票報酬產生正向影響；一旦溢價超過目標公司價值%，市場開始認為主併者有過度支付的疑慮，因此在股價上予以懲罰。 至於控制變數，研究發現市價對帳面價值比（MB）迴歸係數為正且具顯著性，顯示市價對帳面價值比較高的主併者，其併購宣告後之CAAR較高，此與Rau & Vermaelen（1998）論點一致；公司規模（SIZE）迴歸係數值均為正具顯著性，顯示規模較大之主併者其併購宣告後之CAAR較高；相關併購（COR）之迴歸係數為正且具顯著性，顯示相關併購的主併者其併購宣告後之CAAR較高，與Lubatkin（1983）、Singh & Montgomery（1987）、Gregory（1997）、Hubbard（1999）、Sudarsanam（2004）及Dash（2004）的研究結論一致。 另外兩項控制變數，支付方式（PAY）之迴歸係數均為正，且具顯著性，顯示現金併購之主併者其併購宣告後之CAAR較高，與Myers & Majluf（1984）的資訊不對稱假說（asymmetric information hypothesis）一致；非合意併購（HOS）迴歸係數為負具顯著，顯示非合意併購者的CAAR較低，此結果不同於Huang & Walking（1987）及Kennedy & Limmack（1996）等學者的發現，顯示台湾企業進行非合意併購的結果與國際間的研究結論迥異，究其原因，可能由於非合意併購多引起主併公司與目標公司間的衝突對立，目標公
中華管理評論國際學報‧第十二卷‧第二期 17 司也常發動防禦措施以抵抗主併公司的併購，除此之外，台灣的企業多屬於家族型，若想透過非合意併購取得經營權，困難度將增加，所以台湾投資人對於非合意併購多不予看好，導致非合意主併者產生負的CAAR。但由於台湾企業多以現金支付及合意併購為主，樣本比例差異較大，對解讀其管理意涵仍有限制性。 長期績效分析 透過Fama（1998）的CTPR分析法，我們計算出併購宣告後的12個月、24個月及36個月的長期異常報酬。 由表4可知，併購宣告後12個月、24個月及36個月之溢價迴歸係數分別為、及均為負具顯著性，而溢價平方之迴歸係數則分別為、及亦為負且顯著，就長期而言，溢價與長期超額報酬之間非線性關係不復存在。不論溢價高低，在長期事件窗口都顯示，併購溢價愈高（買的愈貴），資本市場的負向反應愈大，也就是說投資人對併購可能創造綜效的熱情在長期已不復存在，僅呈現對主併者當初高估目標公司價值的懲罰效應。 因溢價之迴歸係數與異常報酬為負向關係，隨著事件窗口的增加負值越大，顯示主併者過度支付造成長期績效不佳，長期而言支持過度支付假說。 而至於各控制變數的迴歸分析，研究發現就長期而言，在控制公司規模下，主併公司在併購後續各事件窗口之期間均無顯著異常報酬；在控制公司MB比下，亦呈現相同結果，此一結果與Loughran & Vijh（1997）與Mitchell & Stafford（2000）以美國併購公司為樣本的股價長期績效分析之結論一致；在相關併購方面，相關併購之主併者於各長期事件窗口呈正向異常報酬，惟拉長到36個月則不顯著，與Megginson, Morgan & Nail（2004）之結果一致，背後的管理意涵是主併公司對目標公司所處的產業環境愈熟悉，更可能發揮經營管理能力，而產生正向效果。 支付方式、非合意併購之迴歸係數均與短期相同，現金併購之主併者其併購宣告後之長期績效較佳，非合意併購則長期績效較低。
中華管理評論國際學報‧第十二卷‧第二期 18 表4 迴歸分析結果 短期事件窗口 長期事件窗口 (-1, +1) (-2, +2)(-5, +5) (0, +12) (0, +24) (0, +36) 轉折點 **********CONSTANT () () () () () () **** ********PRE () () () () () () 2*************PRE () () () () () () ******************PAY () () () () () () ***MB () () () () () () ****SIZE () () () () () () *****COR () () () () () () ************HOS () () () () () () 2R 2調整R 註：1. 短期事件窗口係以日為計算單位，長期事件窗口係以月為計算單位。 2. PRE為併購溢價；PAY為支付方式；MB為市價對帳面價值比；SIZE為公司規模；COR為相關併購；HOS為非合意併購。 3. ** *、 **及* 表t值分別達1%、5%及10%顯著水準。 結論與建議 本研究主要貢獻在於重新思考併購溢價與長短期併購績效的關係，藉由確認轉折關係的存在，證實併購綜效與過度支付兩種假說同時成立的可能性。實證結果顯示，就短期而言，併購溢價與累積平均異常報酬存在非線性關係，就短期而言，以（-1, +1）、（-2, +2）與（-5, +5）事件窗口求出的轉折點分
中華管理評論國際學報‧第十二卷‧第二期 19 別為、與，表示當主併公司付出的併購金額未超過目標公司真實價值的%－%，則市場視此溢價為未來併購綜效的訊號，支持併購縱效假說；一旦主併者付出的金額超過上述門檻，則市場解讀為主併者的過度支付。然就長期而言，併購溢價與異常報酬之非線性關係不復存在，兩者呈現單純的負向關係，且隨著事件窗口擴大，負值愈大，顯示主併者過度支付是造成長期績效不佳的主因。 由實證結果我們發現：併購溢價和主併公司如何評估合併後的預期利潤，兩者是同等重要的。站在主併公司的角度，在併購交易過程中，必須明確辨認利潤何時產生、如何產生，才可避免高估未來的獲利性；再以為股東創造價值的觀點，研究顯示，適度的併購溢價在短時期的事件窗口，確能提高股票報酬，創造股東財富，然而一旦超越某一門檻值，則轉為對股東造成價值破壞（value-destroying）的後果；站在投資人保護的觀點，強化公司的治理機制，方可降低併購中的訊息不對稱及代理問題，避免經理人追求私人利益付15出的高價；此外，過度支付的另一可能原因為非理性架構下的傲慢自大，董事會應選擇稱職的CEO，避免因心理偏誤特質，以過度的支付破壞了股東的價值。在經理人理性的前題下，目前各種公司治理的討論及制度設計，都致力於解決自利動機下的代理問題，卻忽略了經理人非理性層面的價值破壞行動，Charreaux（2005）提出了「行為公司治理」（behavioral corporate governance）是一個值得思考的新方向。對投資大眾而言，面對全球併購浪潮，企業及媒體不斷吹捧併購案的美麗願景，一再創天價的併購交易條件，究竟是美夢的前奏還是惡夢之始？實證數據提醒投資人審慎看待高溢價背後的資訊內涵，及併購後長期績效不彰的論證。 在研究限制及未來研究建議上，首先，一項併購案能否為股東創造價值，除了考慮財務面及經濟面的績效，文化構面及人的構面也都扮演重要角色，才能確保併購案的成功，未來有待跨領域的研究思索更豐富的管理意涵；其次，併購後長期績效不彰的論證，也一直有學者從方法論提出質疑，認為控16制模型選擇不當或樣本、標竿組合（benchmark）選取的偏誤，是長期低績效的主因，因此發展一適當的長期績效評估模型，也是另一努力的方向；再者，目前台灣併購樣本仍相對不足，且併購類型過去多以現金支付及合意併 15 文獻中通常將傲慢自大（hubris）與過度自信（overconfidence）視為同義詞，例如Brown等人（2007），本研究亦視兩者同義。 16 其偏誤包括：存活率的偏差、樣本選擇的偏差，以致對非常態的報酬進行錯誤的檢定。
中華管理評論國際學報‧第十二卷‧第二期 20 購為主，但近年已產生結構性的變化，有待後續進一步進行更大規模的實證比較。 參考文獻 杜曉君（2000），〈購併事件宣告時併購公司特質對股東財富影響之研究—以台灣上市公司為例〉，東吳大學會計研究所碩士論文。 林哲鵬、陳玟靜（2002），〈台灣企業購併宣告對併購公司股價之影響—加入產業別分類後之實証〉，《產業管理學報》，第3卷，第1期，頁73－99。 孫梅瑞、陳隆麒（2002），〈台灣地區上市公司從事購併活動對經營績效影響之研究〉，《中山管理評論》，第10卷，第1期，頁155－184。 陳安琳、湯惠雯、許銘峻（2000），〈企業購併對併購公司股東財富的影響〉，《亞太管理評論》，第5卷，第2期，頁171－182。 黃月幀（2007），〈非合意併購對上市櫃主併公司股東財富之影響〉，國立臺灣大學管理學院會計學研究所未出版碩士論文。 張紹基、楊勝淵（2001），〈台灣企業購併實質效益之研究〉，《管理學報》， 第18卷，第1期，頁1－21。 謝劍平、張竣傑（1995），〈台灣企業購併決策與Tobin’s Q比率之相關性研究〉，《台灣銀行季刊》，第47卷，第3期，頁35－55。 羅明敏、呂兆文（2001），〈台灣企業海內外購併宣告對併購公司股東財富影響〉，《台灣銀行季刊》，第52卷，第3期，頁83－101。 Abhyankar, A., Ho ., & Zhao, H. (2005). Long-run post-merger stock performance of UK acquiring firms: A stochastic dominance perspective. Applied Financial Economics, 15, 679-690. Agrawal, A., Jaffe, J., & Mandelker, G. (1992). The post-merger performance of acquiring firms, a re-examination of an anomaly. Journal of Finance, 47, 1605-1621.
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