內(nèi)蒙古財(cái)經(jīng)大學(xué) 李 雁

分析師實(shí)地調(diào)研是否影響并購(gòu)公告的市場(chǎng)反應(yīng)*

內(nèi)蒙古財(cái)經(jīng)大學(xué) 李 雁

本文選取了深交所A股上市公司2012至2014年期間的并購(gòu)事件，分別以并購(gòu)公告前3個(gè)月、2個(gè)月以及1個(gè)月內(nèi)有無(wú)機(jī)構(gòu)調(diào)研作為主要的解釋變量，以并購(gòu)公告的市場(chǎng)反應(yīng)作為主要的被解釋變量，進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，分析了實(shí)地調(diào)研對(duì)于并購(gòu)事件的市場(chǎng)反應(yīng)，進(jìn)而對(duì)市場(chǎng)信息效率的影響?；貧w結(jié)果證明，分析師調(diào)研行為對(duì)于并購(gòu)公告的市場(chǎng)反應(yīng)具有負(fù)效應(yīng)：一方面，相較于沒(méi)有分析師調(diào)研的公司，有調(diào)研的公司并購(gòu)公告引起的市場(chǎng)反應(yīng)更差；另一方面，在控制其他變量的條件下，相同時(shí)間段內(nèi)機(jī)構(gòu)調(diào)研次數(shù)越多，并購(gòu)公告的市場(chǎng)反應(yīng)越差。

分析師調(diào)研 并購(gòu)公告 市場(chǎng)反應(yīng)

一、引言

證券分析師能否提高市場(chǎng)信息效率一直是國(guó)外研究的熱點(diǎn)。我國(guó)證券分析師行業(yè)起步較晚，但近幾年資本市場(chǎng)快速發(fā)展，我國(guó)分析師行業(yè)也日趨成熟，證券分析師對(duì)于我國(guó)股票定價(jià)有效性的影響也更多地受到業(yè)界和學(xué)術(shù)界的關(guān)注。大量文獻(xiàn)表明，證券分析師憑借自身的行業(yè)知識(shí)和多渠道信息優(yōu)勢(shì)，能夠更有效地解讀上市公司行為，從而提高了股票的定價(jià)效率。以往的國(guó)內(nèi)外文獻(xiàn)主要從分析師關(guān)注度、盈利預(yù)測(cè)的角度探討了分析師對(duì)于改善效率的作用，具體到信息優(yōu)勢(shì)的層面，國(guó)外部分文獻(xiàn)主要關(guān)注了電話會(huì)議、投資者見(jiàn)面會(huì)等形式對(duì)市場(chǎng)的影響，出于數(shù)據(jù)可獲得性的限制，鮮有文獻(xiàn)關(guān)注實(shí)地調(diào)研的有效性。而事實(shí)上，實(shí)地調(diào)研這一與管理層最主要的互動(dòng)形式是分析師獲得私有信息的重要渠道，對(duì)分析師準(zhǔn)確解讀公司事件具有重要作用。此外，分析師自身也十分重視實(shí)地調(diào)研，根據(jù)新財(cái)富發(fā)布的《2015年中國(guó)證券研究行業(yè)報(bào)告》，賣方分析師約23%的時(shí)間用于上市公司調(diào)研。因此，從實(shí)地調(diào)研的角度探討分析師對(duì)于改善市場(chǎng)信息效率的影響意義重大。

另一方面，近幾年上市公司并購(gòu)事件呈現(xiàn)快速上升趨勢(shì)，根據(jù)wind的統(tǒng)計(jì)，2014年，我國(guó)并購(gòu)交易額較去年同期增長(zhǎng)66.4%,總金額達(dá)2.61萬(wàn)億元，并購(gòu)已經(jīng)成為我國(guó)資本市場(chǎng)十分重要的組成部分。而我國(guó)資本市場(chǎng)受噪音影響較大，對(duì)于并購(gòu)事件普遍存在過(guò)度反應(yīng)，基于此，本文在并購(gòu)的背景下，探討了分析師實(shí)地調(diào)研能否提高股價(jià)的信息含量，從一個(gè)新的角度研究了分析師對(duì)于資產(chǎn)定價(jià)和信息效率的作用，具有一定的理論意義和實(shí)踐意義。

二、文獻(xiàn)綜述

（一）國(guó)外文獻(xiàn) Brown和Rozeff（1978）最早關(guān)注了證券分析師的市場(chǎng)功能之后Bradshaw、Drake和Myers（2012）使用最新的樣本數(shù)據(jù)得到了同樣的結(jié)論。Womack（1996）的事件研究結(jié)果顯示，市場(chǎng)對(duì)分析師報(bào)告釋放的信息存在反應(yīng)，參考分析師評(píng)級(jí)的投資決策往往是可以獲益的。Bradley等（2014）使用高頻數(shù)據(jù)，消除了事件研究中其他事件的沖擊，得到了相同的結(jié)論。Frankel和Lee（1998）發(fā)現(xiàn)基于分析師一致性預(yù)期的公司價(jià)值評(píng)估能夠有效地反應(yīng)公司未來(lái)收益率，證明了市場(chǎng)對(duì)分析師盈利預(yù)測(cè)信息同樣做出了反應(yīng)。在美國(guó)，電話會(huì)議已經(jīng)成為公司十分重要的信息披露媒介。Bowen等（2002）從盈利預(yù)測(cè)的角度肯定了電話會(huì)議的信息作用，其他學(xué)者則從市場(chǎng)反應(yīng)層面考察了電話會(huì)議的作用，Bushee等（2003）重點(diǎn)關(guān)注了電話會(huì)議前后交易行為的變化，發(fā)現(xiàn)電話會(huì)議后公司股票換手率和收益率的波動(dòng)率都有顯著提高，說(shuō)明了電話會(huì)議釋放的增量信息有效反應(yīng)在股價(jià)中。Solomon和Soltes（2012）發(fā)現(xiàn)機(jī)構(gòu)投資者在與管理層的私下會(huì)面中獲益，私人會(huì)面釋放的增量信息通過(guò)投資者的交易行為及時(shí)地反應(yīng)在股價(jià)中。Bushee（2011）進(jìn)一步發(fā)現(xiàn)不同的私人會(huì)面形式不但影響市場(chǎng)反應(yīng)，還會(huì)影響分析師對(duì)公司的關(guān)注度。Green等（2014）發(fā)現(xiàn)與沒(méi)有舉辦見(jiàn)面會(huì)的分析師相比，承辦券商分析師發(fā)布上（下）調(diào)評(píng)級(jí)的兩日（［0，1］）累計(jì)超額收益率要高1.09%（-1.07%），進(jìn)一步研究結(jié)果表明，電話會(huì)議后承辦券商的分析師的盈利預(yù)測(cè)精度有顯著提高，而未舉辦會(huì)議分析師的預(yù)測(cè)精度則無(wú)顯著變化，同時(shí)還發(fā)現(xiàn)承辦券商的分析師發(fā)布研究報(bào)告和評(píng)級(jí)調(diào)整更及時(shí)。

（二）國(guó)內(nèi)文獻(xiàn) 朱紅軍等（2006）使用國(guó)內(nèi)的數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)中國(guó)證券分析師對(duì)市場(chǎng)信息效率的改善作用。進(jìn)一步的研究表明，國(guó)家、市場(chǎng)化指數(shù)、分析師的特征等都是影響分析師與股價(jià)同步性關(guān)系的重要因素。賈碗嬌等（2014）初步證明了實(shí)地調(diào)研能夠提高分析師盈利預(yù)測(cè)精度，同時(shí)降低股價(jià)同步性。而譚松濤等（2015）的實(shí)證研究結(jié)果則表明實(shí)地調(diào)研增加了分析師的樂(lè)觀偏差，降低了盈利預(yù)測(cè)精度。徐媛媛等（2015）則發(fā)現(xiàn)公司規(guī)模、信息披露質(zhì)量、盈利能力、未來(lái)業(yè)績(jī)的不確定性以及投資者關(guān)注度等因素影響了分析師實(shí)地調(diào)研的概率和頻率。國(guó)內(nèi)研究并購(gòu)公告市場(chǎng)反應(yīng)的文獻(xiàn)主要集中于對(duì)并購(gòu)績(jī)效的探討，從目前的文獻(xiàn)來(lái)看，在并購(gòu)公告前后一段時(shí)間內(nèi)，收購(gòu)公司股東能夠獲得顯著為正的累計(jì)超額收益率（楊朝軍，劉波（2000）；李善民等（2002）；杜興強(qiáng)，聶志萍（2007）），這間接說(shuō)明了我國(guó)投資者對(duì)并購(gòu)公告存在過(guò)度反應(yīng)。

三、理論分析與研究假設(shè)

在系統(tǒng)梳理了關(guān)于分析師與市場(chǎng)信息效率、分析師與管理層互動(dòng)、并購(gòu)公告與過(guò)度反應(yīng)這三個(gè)方面的國(guó)內(nèi)外研究成果后，本文發(fā)現(xiàn)：（1）大量國(guó)內(nèi)外文獻(xiàn)已經(jīng)證明了分析師對(duì)市場(chǎng)信息效率的改善作用；（2）已有關(guān)于分析師與管理層互動(dòng)的少量研究主要集中于國(guó)外，而且重點(diǎn)關(guān)注了電話會(huì)議和投資者見(jiàn)面會(huì)等形式，但是這些會(huì)議形式目前在我國(guó)普及率較低，而實(shí)地調(diào)研是我國(guó)分析師與管理層互動(dòng)的最主要形式，因此本文使用中國(guó)數(shù)據(jù)，對(duì)實(shí)地調(diào)研進(jìn)行單獨(dú)研究十分必要；（3）目前尚缺少關(guān)于并購(gòu)事件中分析師信息作用的足夠研究，而且實(shí)地調(diào)研是分析師主動(dòng)搜集公司增量信息的主要渠道，我們認(rèn)為如果上市公司在并購(gòu)前一段時(shí)間內(nèi)存在分析師實(shí)地調(diào)研，這些分析師可能利用其掌握的更多的公司特質(zhì)性信息，對(duì)并購(gòu)公告進(jìn)行更好的解讀，賣方分析師可能通過(guò)發(fā)布研究報(bào)告和一對(duì)一的交流等形式將其觀點(diǎn)向投資者傳播，幫助投資者形成更理性的認(rèn)識(shí)，從而有效消除了噪音，緩解了并購(gòu)公告的過(guò)度反應(yīng)現(xiàn)象?；诖朔治觯疚牡玫搅吮疚牡牡谝粋€(gè)假設(shè)：

H1：分析師實(shí)地調(diào)研行為會(huì)削弱上市公司并購(gòu)公告的市場(chǎng)反應(yīng)

更進(jìn)一步地，本文認(rèn)為若考察期內(nèi)的上市公司接待的調(diào)研次數(shù)越多，一方面實(shí)地調(diào)研可能釋放更多的特質(zhì)性信息，另一方面這些信息可能通過(guò)更多的渠道傳播，進(jìn)而對(duì)累計(jì)異常收益率的負(fù)效應(yīng)越大，由此，本文得到了第二個(gè)假設(shè)：

H2：上市公司接待的分析師調(diào)研次數(shù)越多，并購(gòu)公告的市場(chǎng)反應(yīng)越小

四、研究設(shè)計(jì)

（一）樣本選取與數(shù)據(jù)來(lái)源 本文使用的數(shù)據(jù)主要包含了三個(gè)部分：一是分析師調(diào)研的數(shù)據(jù)，這一數(shù)據(jù)通過(guò)手工搜集而得。2012年7月深圳證券交易所在其投資者關(guān)系互動(dòng)平臺(tái)上新增了“投資者關(guān)系”欄目，用于上市公司向公眾及時(shí)披露近期接待的機(jī)構(gòu)調(diào)研、媒體采訪和路演等針對(duì)特定對(duì)象的投資者關(guān)系活動(dòng)情況，這為研究提供了有效的數(shù)據(jù)來(lái)源。本文對(duì)該平臺(tái)推出的2012年1月至2014年12月期間14家的投資者調(diào)研信息進(jìn)行人工搜集和整理，僅保留調(diào)研主體為分析師15的調(diào)研數(shù)據(jù)，同時(shí)在剔除掉存在信息缺失的無(wú)效數(shù)據(jù)后，共得到包含1366家深交所上市公司的75251條調(diào)研數(shù)據(jù)，一共涉及16411次調(diào)研活動(dòng)，數(shù)據(jù)內(nèi)容包括了公司代碼、調(diào)研時(shí)間、調(diào)研機(jī)構(gòu)及參與調(diào)研的分析師姓名。二是上市公司并購(gòu)數(shù)據(jù)，這一數(shù)據(jù)主要來(lái)自國(guó)泰安（CSMAR）數(shù)據(jù)庫(kù)。與調(diào)研數(shù)據(jù)相對(duì)應(yīng)，本文使用了首次公告日在2012年4月1日16至2014年12月31日期間的深交所A股上市公司并購(gòu)數(shù)據(jù)作為初始樣本，并按以下標(biāo)準(zhǔn)進(jìn)行篩選：（1）支付方式為現(xiàn)金支付和股權(quán)支付；（2）收購(gòu)方式為要約收購(gòu)和股權(quán)轉(zhuǎn)讓；（3）為保證財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)可比性，剔除并購(gòu)方為金融類企業(yè)的并購(gòu)交易，其中行業(yè)分類標(biāo)準(zhǔn)參照證監(jiān)會(huì)發(fā)布的《上市公司行業(yè)分類指引》；（4）為保證并購(gòu)規(guī)

其中［t1，t2］表示事件窗口期，ARit表示第i只股票第t日的異常收益率。本文參考經(jīng)典文獻(xiàn)（Daniel等，2014），采用市場(chǎng)模型計(jì)算異常期望收益率ARit，該模型能夠有效剔除與市場(chǎng)組合收益波動(dòng)相關(guān)的部分，降低了估計(jì)誤差。如式2：

其中，Rit表示第1只股票第t日的實(shí)際收益率；Rmt表示第t日的市場(chǎng)收益率，本文使用深證成指的日收益率表示：αi和βi分別表示使用市場(chǎng)模型估計(jì)的公司收益率計(jì)算參數(shù)。本文以并購(gòu)首次公告日前后1個(gè)交易日（［-1,1］）為事件窗口期，以公告日前1個(gè)月起，前推90個(gè)交易日（［-120,-31］）作為事件估計(jì)窗?？紤]可能存在信息泄露導(dǎo)致提前反應(yīng)的問(wèn)題，因此以并購(gòu)公告前1個(gè)交易日作為事件窗的起始日；同時(shí)為了避免其他事件的影響，本文僅考察了3個(gè)交易日的股價(jià)變動(dòng)。（2）解釋變量。本文的解釋變量是用于度量上市公司并購(gòu)公告前一段時(shí)間內(nèi)分析師的實(shí)地調(diào)研行為，為了更進(jìn)一步地探究調(diào)研時(shí)效性的影響，將考察時(shí)間段分為并購(gòu)公告前1個(gè)月、2個(gè)月和3個(gè)月三類分別進(jìn)行分析，若考察時(shí)間段更短的解釋變量回歸參數(shù)大于時(shí)間段更長(zhǎng)的解釋變量，那么可以認(rèn)為分析師調(diào)研具有較強(qiáng)的時(shí)效性，即距離事件發(fā)生日更近的調(diào)研活動(dòng)釋放的有價(jià)值的增量信息越多。具體而言，主要包括兩類解釋變量：（1）上市公司并購(gòu)公告日前1個(gè)月、2個(gè)月、3個(gè)月內(nèi)是否存在分析師調(diào)研，分別使用變量Visit1、Visit2、Visit3表示。如果上市公司在并購(gòu)公告前1個(gè)月內(nèi)接待了分析師調(diào)研，則Visit1取1，否則取0，其他變量取值可以此類推。（2）并購(gòu)首次公告日前1個(gè)月、2個(gè)月、3個(gè)月內(nèi)，上市公司接待的分析師調(diào)研次數(shù)，分模，剔除交易金額小于100萬(wàn)的并購(gòu)活動(dòng)（類似處理參考吳超鵬等（2008））；（5）為防止事件聚集的發(fā)生，剔除收購(gòu)公司3個(gè)月內(nèi)連續(xù)兩次并購(gòu)的樣本；（6）剔除所需關(guān)鍵數(shù)據(jù)缺失的樣本。本文最終得到了1021個(gè)完整的樣本觀測(cè)數(shù)據(jù)，共涉及751家上市公司。同時(shí)，本文按公司代碼和并購(gòu)首次公告日期將實(shí)地調(diào)研數(shù)據(jù)與并購(gòu)樣本數(shù)據(jù)相匹配，得到373次并購(gòu)事件的首次并購(gòu)公告前3個(gè)月內(nèi)有分析師調(diào)研活動(dòng)，合計(jì)4321條有效調(diào)研數(shù)據(jù)。三是上市公司財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)和股價(jià)數(shù)據(jù)，其中財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)包括公可規(guī)模、盈利情況、杠桿情況、公司上市時(shí)間等，這些數(shù)據(jù)用作回歸模型中的控制變量，主要來(lái)源于國(guó)泰安（CSMAR）經(jīng)濟(jì)金融數(shù)據(jù)庫(kù)；股價(jià)數(shù)據(jù)用于計(jì)算并購(gòu)事件窗口期內(nèi)的累計(jì)超額收益率，作為回歸模型的被解釋變量，主要來(lái)源于wind數(shù)據(jù)庫(kù)。

（二）變量定義 （1）被解釋變量。本文主要考察了分析師調(diào)研對(duì)并購(gòu)公告市場(chǎng)反應(yīng)的影響。本文首先采用事件研究法測(cè)算并購(gòu)公告的市場(chǎng)反應(yīng)，觀察有無(wú)分析師調(diào)研的并購(gòu)公告市場(chǎng)反應(yīng)的區(qū)別；然后將窗口期內(nèi)的累計(jì)異常收益率（CAR）作為被解釋變量，進(jìn)行模型回歸，如式1：別使用變量Visit1_nmb、Visit2_nmb、Visit3_nmb表示。（3）控制變量。參考已有文獻(xiàn)對(duì)于并購(gòu)公告的事件研究，本文使用的控制變量主要包括收購(gòu)公司的特征變量和并購(gòu)交易的特征變量?jī)深悾唧w如下：第一，收購(gòu)公司的特征變量。公司規(guī)模（Size）：本文以公司并購(gòu)公告上一年末的流通總市值取自然對(duì)數(shù)作為公司規(guī)模的度量指標(biāo)。公司成長(zhǎng)性（Growth）：本文以公司并購(gòu)上一年末的賬面市值比（總市值／賬面價(jià)值）作為成長(zhǎng)性的度量指標(biāo)。公司盈利能力（ROE）：本文以并購(gòu)上一年末公司加權(quán)平均凈資產(chǎn)收益率（ROE）作為盈利能力的代理變量。公司風(fēng)險(xiǎn)（Risk）：以公司上一年末的資產(chǎn)負(fù)債率（總負(fù)債／總資產(chǎn)）作為風(fēng)險(xiǎn)的度量。機(jī)構(gòu)持股比例（Institu）：使用并購(gòu)公告日當(dāng)季機(jī)構(gòu)投資者持股占總股本的比例衡量機(jī)構(gòu)投資者對(duì)公司股票的需求情況。第二，并購(gòu)交易的特征變量。并購(gòu)支付方式（Paytype）：主要考察是否為全現(xiàn)金支付，若是則取1，否則取0。并購(gòu)規(guī)模（Rellat_Size）：即目標(biāo)公司與收購(gòu)公司相對(duì)規(guī)模的比較，本文使用本次收購(gòu)交易金額占公司上一年末總市值的比重度量。具體如表1所示：

表1 變量定義

（三）模型構(gòu)建 本文認(rèn)為分析師調(diào)研活動(dòng)能夠釋放更多的公司特質(zhì)性信息，幫助市場(chǎng)更好地解讀并購(gòu)公告，有效緩解噪音交易。因此，本文首先計(jì)算了并購(gòu)公告前3個(gè)月內(nèi)，上市公司是否接待過(guò)分析師調(diào)研，依據(jù)假設(shè)，如果分析師調(diào)研活動(dòng)具備信息有效性，那么必然通過(guò)影響投資者交易行為進(jìn)而影響并購(gòu)公告窗口期內(nèi)的異常收益率，因此構(gòu)建了如下回歸模型：

其中，CARit為i公司并購(gòu)公告前后1個(gè)交易日（［-1,1］）窗口期內(nèi)的累計(jì)異常收益率，Visit3it為公司并購(gòu)公告前3個(gè)月內(nèi)是否接待上市公司調(diào)研的虛擬變量，Controls則表示一系列控制變量。為了保證樣本的充足性，同時(shí)考慮到調(diào)研信息的消化和傳遞需要一定時(shí)間，首先將考察期設(shè)定為3個(gè)月，之后再將考察期縮短至2個(gè)月和1個(gè)月，以更進(jìn)一步地分析調(diào)研活動(dòng)時(shí)效性的影響。如果假設(shè)1成立，分析師調(diào)研活動(dòng)會(huì)削弱并購(gòu)公告的市場(chǎng)反應(yīng)，即對(duì)窗口期內(nèi)的異常收益率具有顯著的負(fù)效應(yīng)，那么β1必然顯著為負(fù)；如果回歸結(jié)果中，β1不顯著異于0，那么分析師調(diào)研活動(dòng)釋放的信息價(jià)值，亦或者分析師的信息解讀能力就值得懷疑；如果β1與預(yù)測(cè)相反，顯著為正，那么首先可以肯定調(diào)研活動(dòng)確實(shí)釋放了增量信息，但是新增信息對(duì)于分析師解讀并購(gòu)公告的作用，亦或者新增信息的傳導(dǎo)機(jī)制就需要重新探討。更進(jìn)一步地，本文認(rèn)為上市公司接待的分析師調(diào)研次數(shù)與并購(gòu)公告市場(chǎng)反應(yīng)呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，為了驗(yàn)證假設(shè)，本文使用窗口期內(nèi)的累計(jì)異常收益率對(duì)公司接待的分析師調(diào)研次數(shù)進(jìn)行回歸，具體回歸模型如式2：

同模型（1）相同，首先仍然使用并購(gòu)公告前3個(gè)月作為考察期，之后再將考察期縮短至2個(gè)月和1個(gè)月，以進(jìn)一步分析調(diào)研活動(dòng)時(shí)效性的影響。同樣地，如果假設(shè)成立，那么將顯著為負(fù)，否則，假設(shè)不成立。

五、實(shí)證分析

（一）描述性統(tǒng)計(jì) 本文按年份首先統(tǒng)計(jì)了并購(gòu)樣本中的分析師調(diào)研情況分布，具體見(jiàn)表2，括號(hào)內(nèi)計(jì)算了該樣本數(shù)占當(dāng)年樣本總數(shù)的比例。從表中可以看出，1021個(gè)并購(gòu)樣本中，共373次并購(gòu)事件在公告前3個(gè)月內(nèi)有分析師調(diào)研情況，占總樣本的36.53%，其中的165次在公告前1個(gè)月內(nèi)有分析師調(diào)研。此外，本文通過(guò)對(duì)每年的并購(gòu)樣本數(shù)統(tǒng)計(jì)，還發(fā)現(xiàn)有分析師調(diào)研的樣本占比呈逐年上升趨勢(shì)，這也說(shuō)明分析師調(diào)研活動(dòng)越來(lái)越成為分析師不可或缺的信息搜集來(lái)源。

表2 并購(gòu)事件樣本的年份及調(diào)研情況分布（總樣本數(shù)N=1021）

此外，主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)如表3所示，為了保持?jǐn)?shù)據(jù)的原始性，本文對(duì)在描述性統(tǒng)計(jì)中對(duì)所有變量未進(jìn)行對(duì)數(shù)處理和winsorize處理。從表3中可以看到，并購(gòu)公告前后3個(gè)交易日的平均累計(jì)異常收益率為3%，中位數(shù)為1%，說(shuō)明了并購(gòu)公告普遍能夠帶來(lái)正的市場(chǎng)反應(yīng)，這也從側(cè)面驗(yàn)證了市場(chǎng)對(duì)并購(gòu)事件存在過(guò)度反應(yīng)的現(xiàn)象。從分析師調(diào)研情況的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)可以看到，所有并購(gòu)樣本中，平均每家公司在公告前3個(gè)月內(nèi)接待了4.23次分析師調(diào)研，調(diào)研頻率最高的公司在公告前2個(gè)月內(nèi)接待了124次調(diào)研活動(dòng)，由此可見(jiàn)分析師對(duì)于不同公司的關(guān)注差別較大。從控制變量看，約有80%的并購(gòu)樣本為純現(xiàn)金支付，平均機(jī)構(gòu)持股比例為30%左右，整體水平偏低，說(shuō)明了并購(gòu)樣本的交易主體仍然是以個(gè)人投資者為主，根據(jù)Jo和Cho（2008）的研究，個(gè)人投資者對(duì)信息存在短期內(nèi)的非理性反應(yīng)，其追漲殺跌行為是市場(chǎng)過(guò)度反應(yīng)的主要推力，這也再一次為我國(guó)并購(gòu)公告存在過(guò)度反應(yīng)提供了間接證據(jù)。

表3 主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)

（二）相關(guān)性分析 表4列出主要變量的Pearson相關(guān)性系數(shù)，考慮到解釋變量中，分析師調(diào)研的各變量之間存在較高的相關(guān)性，本文僅選取并購(gòu)公告前3個(gè)月內(nèi)分析師調(diào)研次數(shù)作為解釋變量的代表進(jìn)行相關(guān)性分析，并對(duì)其做對(duì)數(shù)處理。從檢驗(yàn)結(jié)果可以看到，各主要控制變量之間基本不存在有異常高相關(guān)性的情況，這降低了模型中存在多重線性的可能性。此外，分析師調(diào)研次數(shù)與窗口期內(nèi)的累計(jì)異常收益率在1%的顯著性水平上負(fù)相關(guān)，這也初步驗(yàn)證了本文的假設(shè)，即分析師調(diào)研對(duì)于并購(gòu)公告的市場(chǎng)反應(yīng)具有負(fù)效應(yīng)。而公司規(guī)模（Size）、盈利能力（Growth）、風(fēng)險(xiǎn)（Risk）、機(jī)構(gòu)持股（Institu）同累計(jì)異常收益率之間均呈負(fù)相關(guān)，這說(shuō)明市場(chǎng)對(duì)于規(guī)模小、盈利能力差、風(fēng)險(xiǎn)小、持股較分散的公司的并購(gòu)交易反應(yīng)更強(qiáng)烈。

表4 主要變量的相關(guān)性分析

（三）回歸分析 表5考察了分析師調(diào)研活動(dòng)對(duì)于并購(gòu)公告市場(chǎng)反應(yīng)的影響，其中解釋變量Vsit3、Visit2、Visit1分別代表上市公司發(fā)布并購(gòu)公告前3個(gè)月、2個(gè)月、1個(gè)月內(nèi)是否接待了分析師調(diào)研活動(dòng)。從表5可以看到，在三個(gè)模型中，分析師調(diào)研這一變量與并購(gòu)公告的累計(jì)異常收益率（CAR［-1,1］）分別在5%（Visit3）、1%（Visit2）和5%（Visit1）的顯著性水平上負(fù)相關(guān)，對(duì)應(yīng)系數(shù)分別為-1.225、-1.434、-1.248，這表明分析師調(diào)研對(duì)于并購(gòu)公告市場(chǎng)反應(yīng)具有負(fù)效應(yīng)，進(jìn)而驗(yàn)證了我們的假設(shè)一。具體而言，若上市公司在發(fā)布并購(gòu)公告前3個(gè)月內(nèi)接待了分析師調(diào)研活動(dòng)，平均會(huì)帶來(lái)CAR［-1,1］約1.225%的下降。在此結(jié)果上，我們將對(duì)分析師影響并購(gòu)公告市場(chǎng)反應(yīng)的機(jī)制做進(jìn)一步探究。我們認(rèn)為在中國(guó)這一新興市場(chǎng)，投資者的交易行為很大程度上受噪音干擾，他們對(duì)于并購(gòu)概念的非理性追逐導(dǎo)致了市場(chǎng)對(duì)并購(gòu)公告存在過(guò)度反應(yīng)（Overreaction），而分析師調(diào)研活動(dòng)能夠釋放更多關(guān)于公司經(jīng)營(yíng)狀況和未來(lái)發(fā)展規(guī)劃的實(shí)質(zhì)性信息，一方面這些信息通過(guò)上市公司的主動(dòng)披露直接傳遞給市場(chǎng)，另一方面作為這些信息的直接獲取主體，分析師通過(guò)對(duì)這些信息消化、加工，進(jìn)而實(shí)現(xiàn)了對(duì)并購(gòu)公告更準(zhǔn)確的解讀，并且最終通過(guò)撰寫研究報(bào)告或者與投資者一對(duì)一交流的形式傳遞給市場(chǎng)。無(wú)論何種形式，分析師調(diào)研活動(dòng)釋放的增量信息最終通過(guò)交易者行為融入到股價(jià)中，使股價(jià)反應(yīng)了更多的公司特質(zhì)性信息，有效緩解了市場(chǎng)噪音，進(jìn)而減少了市場(chǎng)對(duì)并購(gòu)公告的過(guò)度反應(yīng)。更進(jìn)一步地，通過(guò)考察其他控制變量對(duì)累計(jì)異常收益率的影響，我們發(fā)現(xiàn)公司的規(guī)模與CAR［-1,1］在1%的顯著性水平上呈負(fù)相關(guān)，這與吳超鵬等（2008）的結(jié)論一致，表明市場(chǎng)對(duì)于小規(guī)模公司的并購(gòu)事件反應(yīng)更強(qiáng)烈，我們認(rèn)為可能的原因是小公司業(yè)務(wù)相對(duì)單一，市場(chǎng)預(yù)期并購(gòu)交易對(duì)于小公司擴(kuò)大規(guī)模、提高知名度和增加利潤(rùn)的增量效應(yīng)更顯著。此外，公司的杠桿水平（Risk）也與市場(chǎng)反應(yīng)顯著負(fù)相關(guān)，這說(shuō)明市場(chǎng)更加偏好杠桿水平低、償債能力較強(qiáng)的那一類企業(yè)的并購(gòu)活動(dòng)。機(jī)構(gòu)持股與市場(chǎng)反應(yīng)正相關(guān)，可能的原因較高比例的機(jī)構(gòu)持股增加內(nèi)幕交易的可能性。支付方式的回歸系數(shù)也在1%的顯著性水平上為負(fù)，說(shuō)明了股權(quán)收購(gòu)或股權(quán)與現(xiàn)金相結(jié)合的收購(gòu)方式能帶來(lái)更大市場(chǎng)反應(yīng)；并購(gòu)的相對(duì)規(guī)模也痛市場(chǎng)反應(yīng)呈正相關(guān)，我們認(rèn)為可能的原因同公司規(guī)模類似，收購(gòu)相對(duì)規(guī)模更大企業(yè)，對(duì)于公司擴(kuò)大規(guī)模和增加利潤(rùn)的增量作用越大。

在確定了實(shí)地調(diào)研削弱了并購(gòu)公告的市場(chǎng)反應(yīng)后，本文進(jìn)一步探索具體的調(diào)研次數(shù)對(duì)于市場(chǎng)反應(yīng)有何影響，通過(guò)表6可以看到，并購(gòu)公告前3個(gè)月、2個(gè)月和1個(gè)月內(nèi)的調(diào)研次數(shù)同窗口期內(nèi)的累計(jì)異常收益率在5%（Visit3_nmb）、1%（Visit2_nmb）和5%（Visit1_nmb）的顯著性水平上負(fù)相關(guān)，對(duì)應(yīng)的回歸系數(shù)分別為-1.767、-2.069、-1.800。上市公司接待的調(diào)研次數(shù)越多，一方面可能釋放了更多的特質(zhì)性信息，另一方面由于參與的分析師更多，這些信息可能通過(guò)更多的渠道傳播，進(jìn)而對(duì)于過(guò)度反應(yīng)的負(fù)效應(yīng)越大，這一結(jié)果支持了本文的第二個(gè)假設(shè)。此外，本模型中其他控制變量的回歸結(jié)果同模型（1）一致。

表6 分析師調(diào)研對(duì)并購(gòu)公告市場(chǎng)反應(yīng)的回歸結(jié)果

（四）穩(wěn)健性檢驗(yàn) 本文主要考察了分析師調(diào)研活動(dòng)對(duì)于并購(gòu)公告市場(chǎng)反應(yīng)的影響，在實(shí)證回歸模型中，使用了并購(gòu)公告日前后1個(gè)交易日（［-1,1］）的累計(jì)異常收益率作為市場(chǎng)反應(yīng)的代理指標(biāo)，為了進(jìn)一步得到更穩(wěn)健的結(jié)果，本文將窗口期分別向前和向先后延長(zhǎng)，采用并購(gòu)公告日至公告后10個(gè)交易日的累計(jì)異常收益率（CAR［0,10］）、公告日之前第2至第10個(gè)交易日的累計(jì)異常收益率（CAR［-10,-2］）定義市場(chǎng)反應(yīng)，對(duì)模型再次回歸后，所得結(jié)果與前文基本一致，這表明本文的結(jié)果具有一定的穩(wěn)健性。

六、結(jié)論

實(shí)證結(jié)果顯示，上市公司若在并購(gòu)公告前3個(gè)月內(nèi)接待了分析師調(diào)研，其公告前后1個(gè)交易日的累計(jì)異常收益率會(huì)有顯著性的下降，而且接待的調(diào)研次數(shù)越多，累計(jì)異常收益率的下降幅度越大，同時(shí)我們將實(shí)地調(diào)研的考察期縮短至并購(gòu)公告前2個(gè)月和1個(gè)月，得到了相同的結(jié)果。這一實(shí)證結(jié)果說(shuō)明，分析師調(diào)研對(duì)于并購(gòu)公告的市場(chǎng)反應(yīng)具有負(fù)效應(yīng)。此外，在穩(wěn)健性檢驗(yàn)中，我們使用不同的窗口期重新度量了并購(gòu)公告的市場(chǎng)反應(yīng)，得到的結(jié)果與實(shí)證模型一致，驗(yàn)證了本文結(jié)果的穩(wěn)健性。

此外，本文認(rèn)為分析師調(diào)研影響并購(gòu)公告市場(chǎng)反應(yīng)的主要機(jī)制是分析師調(diào)研活動(dòng)及時(shí)和準(zhǔn)確地向市場(chǎng)傳遞了更多的公司特質(zhì)性信息，提高了市場(chǎng)定價(jià)的準(zhǔn)確性。我們認(rèn)為在中國(guó)這一新興市場(chǎng)，投資者的交易行為很大程度上受噪音干擾，他們往往對(duì)并購(gòu)概念存在非理性追捧，導(dǎo)致了市場(chǎng)對(duì)并購(gòu)公告存在過(guò)度反應(yīng)（Overreaction），而分析師調(diào)研活動(dòng)能夠及時(shí)、準(zhǔn)確地釋放更多關(guān)于公司經(jīng)營(yíng)狀況和未來(lái)發(fā)展規(guī)劃的實(shí)質(zhì)性信息，這些信息通過(guò)上市公司的主動(dòng)披露或者分析師撰寫研究報(bào)告等途徑傳遞給市場(chǎng)，幫助投資者更好地解讀并購(gòu)事件，減少了市場(chǎng)的過(guò)度反應(yīng)，提高了定價(jià)效率。

*本文系國(guó)家社科基金項(xiàng)目“民族地區(qū)勞動(dòng)關(guān)系政府規(guī)制理論研究”（項(xiàng)目編號(hào)：13xsh023）的階段性研究成果。

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［2］譚松濤、崔小勇：《上市公司調(diào)研能否提高分析師預(yù)測(cè)精度》，《世界經(jīng)濟(jì)》2015年第4期。

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（編輯 文 博）