張先治 杜春明

摘 要：本文以2007—2018年我國(guó)A股上市公司并購(gòu)事件為樣本，基于高層梯隊(duì)理論，借鑒Demerjian等采用的管理層能力衡量方法，運(yùn)用最小二乘法（OLS）實(shí)證檢驗(yàn)了上市公司并購(gòu)方管理層能力與并購(gòu)過程價(jià)值創(chuàng)造之間的關(guān)系。研究發(fā)現(xiàn)，我國(guó)上市公司管理層能力對(duì)并購(gòu)談判過程的并購(gòu)溢價(jià)產(chǎn)生顯著負(fù)向影響，對(duì)并購(gòu)整合管理效率和并購(gòu)績(jī)效產(chǎn)生顯著正向影響。運(yùn)用分組檢驗(yàn)法和中介效應(yīng)檢驗(yàn)法進(jìn)一步研究發(fā)現(xiàn)，管理層能力是通過降低并購(gòu)雙方的信息不對(duì)稱程度來抑制并購(gòu)溢價(jià)，通過提高并購(gòu)整合能力提升并購(gòu)整合管理效率，通過并購(gòu)整合管理效率和并購(gòu)協(xié)同效應(yīng)的提升產(chǎn)生并購(gòu)績(jī)效，實(shí)現(xiàn)并購(gòu)全過程的價(jià)值創(chuàng)造。筆者運(yùn)用工具變量法、固定效應(yīng)模型、替換被解釋變量和替換解釋變量法進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，驗(yàn)證了本文的結(jié)論是穩(wěn)健可靠的。本研究拓展了管理層能力影響后果的研究范圍，提供了管理層能力在企業(yè)并購(gòu)過程中價(jià)值創(chuàng)造影響路徑的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)，豐富并深化了企業(yè)并購(gòu)價(jià)值創(chuàng)造的影響因素研究。

關(guān)鍵詞：管理層能力;并購(gòu)過程價(jià)值創(chuàng)造;并購(gòu)溢價(jià);管理效率;并購(gòu)績(jī)效

中圖分類號(hào)：F275.5? 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A

文章編號(hào)：1000-176X（2020）12-0078-11

一、引 言

并購(gòu)被認(rèn)為是企業(yè)最具有戰(zhàn)略意義的投資活動(dòng)之一，然而并不是所有的并購(gòu)都能為企業(yè)創(chuàng)造價(jià)值，一些并購(gòu)甚至毀損了企業(yè)價(jià)值。對(duì)于并購(gòu)過程如何為企業(yè)創(chuàng)造價(jià)值，學(xué)術(shù)界就此進(jìn)行了大量研究，歸納起來主要有以下三類：一是研究并購(gòu)戰(zhàn)略的學(xué)者如Lubatkin[1]與Andrade等[2]認(rèn)為，并購(gòu)前的并購(gòu)戰(zhàn)略將影響并購(gòu)過程中的價(jià)值創(chuàng)造，并購(gòu)戰(zhàn)略與市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)和政策環(huán)境的適應(yīng)力越強(qiáng)，并購(gòu)價(jià)值創(chuàng)造越大。二是研究財(cái)務(wù)的學(xué)者如Hunter和Jagtiani[3]與Rhodes-Kropf等[4]認(rèn)為，并購(gòu)成本將影響并購(gòu)中的價(jià)值創(chuàng)造，較高的支付溢價(jià)會(huì)損害并購(gòu)價(jià)值創(chuàng)造。三是研究并購(gòu)整合的學(xué)者如Bert等[5]認(rèn)為，并購(gòu)整合程度將影響并購(gòu)過程中的價(jià)值創(chuàng)造，并購(gòu)整合程度深、速度快，并購(gòu)價(jià)值創(chuàng)造大。但相關(guān)學(xué)者沒有進(jìn)一步分析戰(zhàn)略效應(yīng)的實(shí)現(xiàn)、并購(gòu)成本的降低以及整合程度實(shí)現(xiàn)的關(guān)鍵影響因素。

Pablo[6]認(rèn)為，并購(gòu)價(jià)值創(chuàng)造是一個(gè)復(fù)雜的動(dòng)態(tài)過程。并購(gòu)戰(zhàn)略、并購(gòu)支付和并購(gòu)整合等工作都是由人主導(dǎo)，并購(gòu)價(jià)值創(chuàng)造最終離不開管理層的參與。本文的管理層是指在董事會(huì)領(lǐng)導(dǎo)下的經(jīng)營(yíng)管理層，因此，管理層對(duì)并購(gòu)過程的影響主要表現(xiàn)為管理層執(zhí)行公司董事會(huì)并購(gòu)戰(zhàn)略決策基礎(chǔ)上的并購(gòu)談判、并購(gòu)整合和并購(gòu)績(jī)效三個(gè)階段。管理層作為企業(yè)并購(gòu)決策的執(zhí)行者，是企業(yè)資本配置的實(shí)際控制人，管理層能力的高低對(duì)企業(yè)戰(zhàn)略目標(biāo)和管理效能的實(shí)現(xiàn)具有決定性作用。已有學(xué)者基于高層梯隊(duì)理論的研究表明，較高能力的管理層獲取信息的能力較強(qiáng)，有助于降低企業(yè)內(nèi)外部信息不對(duì)稱和委托代理問題[7]，提高運(yùn)營(yíng)效率[8]，管理效益更高[9]。由于在并購(gòu)中主并企業(yè)對(duì)目標(biāo)企業(yè)過高的支付及并購(gòu)后的整合不力會(huì)使主并企業(yè)收購(gòu)后的價(jià)值受損[10]。那么對(duì)于主導(dǎo)并購(gòu)談判和并購(gòu)后整合等工作的管理層，其能力高低對(duì)并購(gòu)過程價(jià)值創(chuàng)造是否會(huì)產(chǎn)生影響尚缺少實(shí)證研究。正因?yàn)槿绱耍疚臄M基于高層梯隊(duì)理論考察管理層能力對(duì)企業(yè)并購(gòu)過程價(jià)值創(chuàng)造的影響。具體考察如下問題：管理層能力在并購(gòu)談判階段是否會(huì)影響并購(gòu)價(jià)格、在并購(gòu)整合階段是否會(huì)影響管理效率和如何影響并購(gòu)績(jī)效？

本文基于2007—2018年我國(guó)A股上市公司的并購(gòu)數(shù)據(jù)，借鑒Demerjian等[11]采用的管理層能力的衡量方法，實(shí)證檢驗(yàn)了上市公司管理層能力對(duì)并購(gòu)過程價(jià)值創(chuàng)造的影響。與現(xiàn)有文獻(xiàn)相比，本文可能的創(chuàng)新主要體現(xiàn)在豐富了企業(yè)并購(gòu)過程價(jià)值創(chuàng)造的關(guān)鍵影響因素。目前大部分研究是從并購(gòu)戰(zhàn)略、并購(gòu)成本和并購(gòu)整合方式研究并購(gòu)過程價(jià)值創(chuàng)造，而并購(gòu)過程價(jià)值創(chuàng)造的三個(gè)方面都離不開管理層能力，真正從管理層能力視角探討并購(gòu)過程價(jià)值創(chuàng)造的研究比較少，從管理層能力對(duì)并購(gòu)全過程影響的研究更少。本文基于高層梯隊(duì)理論，從管理層能力視角出發(fā)，重點(diǎn)分析了管理層能力在并購(gòu)談判階段如何影響并購(gòu)支付價(jià)格、在并購(gòu)整合階段如何提升管理效率和在并購(gòu)?fù)瓿珊笕绾萎a(chǎn)生并購(gòu)績(jī)效，為管理層能力在企業(yè)并購(gòu)全過程中價(jià)值創(chuàng)造提供了新的解釋。同時(shí)拓展了管理層能力的研究范圍，提供了管理層能力在企業(yè)并購(gòu)過程價(jià)值創(chuàng)造影響路徑的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)，為企業(yè)并購(gòu)中管理層的選聘提供參考。

二、理論分析與研究假設(shè)

以往研究認(rèn)為，并購(gòu)過程包含董事會(huì)戰(zhàn)略決策、管理層進(jìn)行并購(gòu)談判和并購(gòu)整合進(jìn)而產(chǎn)生并購(gòu)績(jī)效三個(gè)既有區(qū)別又有聯(lián)系的階段。據(jù)此，結(jié)合以往研究成果，可進(jìn)一步導(dǎo)出：“決策并購(gòu)戰(zhàn)略機(jī)會(huì)”應(yīng)屬董事會(huì)戰(zhàn)略決策的因素;“并購(gòu)支付”應(yīng)屬并購(gòu)談判中的因素;“管理效率”應(yīng)屬并購(gòu)整合中的因素;“協(xié)同效應(yīng)”應(yīng)屬產(chǎn)生并購(gòu)績(jī)效的因素。并購(gòu)過程價(jià)值創(chuàng)造取決于并購(gòu)戰(zhàn)略是否得當(dāng)、并購(gòu)支付價(jià)格是否合理、并購(gòu)整合管理效率是否提升以及是否產(chǎn)生并購(gòu)績(jī)效[12]。管理層能力通過并購(gòu)談判、整合過程進(jìn)而對(duì)并購(gòu)價(jià)值創(chuàng)造產(chǎn)生影響。下面具體從管理層能力對(duì)并購(gòu)談判過程的并購(gòu)溢價(jià)、并購(gòu)整合過程的管理效率和并購(gòu)?fù)瓿珊蟮目?jī)效影響三個(gè)方面分析其對(duì)并購(gòu)過程價(jià)值創(chuàng)造產(chǎn)生的驅(qū)動(dòng)作用。

（一）管理層能力與并購(gòu)談判階段的價(jià)值創(chuàng)造

并購(gòu)過程能否創(chuàng)造價(jià)值取決于多種因素，而對(duì)目標(biāo)企業(yè)的支付價(jià)格是其重要因素之一。支付價(jià)格取決于并購(gòu)時(shí)雙方談判、討價(jià)還價(jià)的結(jié)果。并購(gòu)中支付給目標(biāo)企業(yè)的溢價(jià)越高，并購(gòu)企業(yè)從并購(gòu)中獲益的難度就越大[4]。由于并購(gòu)價(jià)格存在較大的波動(dòng)空間[13]，許多企業(yè)為了完成并購(gòu)交易，付出高昂的交易成本，致使并購(gòu)過程價(jià)值創(chuàng)造遭受損害[3]。并購(gòu)交易雙方的信息不對(duì)稱問題是造成并購(gòu)溢價(jià)存在較大不確定性的重要原因[14]。根據(jù)信息不對(duì)稱理論，在交易過程中，具有信息優(yōu)勢(shì)的目標(biāo)企業(yè)會(huì)披露對(duì)自己有利的信息，而隱藏對(duì)自己不利的信息，進(jìn)而獲得高于自身實(shí)際價(jià)值的對(duì)價(jià)[15]。因此，如果并購(gòu)企業(yè)不能及時(shí)、準(zhǔn)確地獲得目標(biāo)企業(yè)的信息，就可能導(dǎo)致并購(gòu)企業(yè)錯(cuò)誤地評(píng)估目標(biāo)企業(yè)的價(jià)值。評(píng)估價(jià)值虛高導(dǎo)致并購(gòu)企業(yè)支付較高的并購(gòu)溢價(jià)[16]，提高了企業(yè)并購(gòu)的成本與風(fēng)險(xiǎn)。而管理層是并購(gòu)談判的主體，能力強(qiáng)的管理層擁有較多的關(guān)系網(wǎng)絡(luò)和社會(huì)資源，具有較強(qiáng)的降低企業(yè)內(nèi)外部之間信息不對(duì)稱程度的能力[17]，能夠幫助企業(yè)以較低的信息成本獲取較多的信息[18-19]，更好地對(duì)獲得的目標(biāo)企業(yè)“私密信息”進(jìn)行甄別，將碎片化、非系統(tǒng)化信息進(jìn)行歸納總結(jié)，并且進(jìn)行并購(gòu)支付決策時(shí)，更能權(quán)衡并購(gòu)帶來的預(yù)期收益及潛在風(fēng)險(xiǎn)，進(jìn)而在并購(gòu)交易價(jià)格談判中取得談判優(yōu)勢(shì)，避免過高并購(gòu)溢價(jià)的支付。同時(shí)，能力高的管理層對(duì)經(jīng)濟(jì)環(huán)境和自身經(jīng)營(yíng)狀況的把握優(yōu)于能力低的管理層，且發(fā)布的盈余信息和財(cái)務(wù)報(bào)告質(zhì)量更高[11]，從而能夠提高目標(biāo)企業(yè)與并購(gòu)企業(yè)合作的意愿，減少并購(gòu)談判的阻礙，使并購(gòu)交易支付更為合理?；诖耍P者提出如下假設(shè)：

假設(shè)1：在其他條件相同的情況下，管理層能力與并購(gòu)溢價(jià)顯著負(fù)相關(guān)。

（二）管理層能力與并購(gòu)整合階段的價(jià)值創(chuàng)造

并購(gòu)后的整合活動(dòng)， 更多地表現(xiàn)為管理活動(dòng)，從管理學(xué)上體現(xiàn)為并購(gòu)整合管理效率。并購(gòu)整合管理效率是衡量企業(yè)管理水平的重要指標(biāo)，直接關(guān)系到企業(yè)的高效運(yùn)轉(zhuǎn)和盈利能力的提升。因此，并購(gòu)整合階段能否為企業(yè)創(chuàng)造價(jià)值關(guān)鍵在于并購(gòu)整合的管理效率[20]。并購(gòu)整合是一個(gè)極為復(fù)雜的系統(tǒng)工程，并購(gòu)后需要對(duì)涉及并購(gòu)雙方的戰(zhàn)略、組織文化和信息系統(tǒng)等多方面內(nèi)容進(jìn)行高效整合，這項(xiàng)工作的順利進(jìn)行通常對(duì)管理層的領(lǐng)導(dǎo)力和努力程度具有較高的要求[21]。管理層作為企業(yè)并購(gòu)整合計(jì)劃和整合執(zhí)行過程的主導(dǎo)者，高能力的管理層在掌控內(nèi)外部經(jīng)濟(jì)環(huán)境和把握并購(gòu)雙方經(jīng)營(yíng)狀況的能力優(yōu)于低能力的管理層，其往往具有更高的資源獲取和整合能力，在并購(gòu)前會(huì)進(jìn)行較多的盡職調(diào)查[22]、依靠自身的知識(shí)和經(jīng)驗(yàn)設(shè)計(jì)高效的并購(gòu)整合方案，并購(gòu)后傾向于通過更有效的制度設(shè)計(jì)執(zhí)行并購(gòu)整合計(jì)劃和方案，運(yùn)籌并購(gòu)內(nèi)容、程序、程度和速度，進(jìn)行迅速整合及穩(wěn)定并購(gòu)后的企業(yè)，并對(duì)并購(gòu)后的組織積極實(shí)施制度變革、轉(zhuǎn)變管理體制以及進(jìn)行長(zhǎng)期優(yōu)化來促進(jìn)企業(yè)成長(zhǎng)，這些行為一定程度上使得企業(yè)并購(gòu)整合工作高效，以應(yīng)對(duì)并購(gòu)后經(jīng)營(yíng)過程中的風(fēng)險(xiǎn)[23]，從而對(duì)企業(yè)管理產(chǎn)生溢出效應(yīng)，進(jìn)而提升企業(yè)并購(gòu)整合管理效率?；诖?，筆者提出如下假設(shè)：

假設(shè)2：在其他條件相同的情況下，管理層能力與并購(gòu)整合管理效率顯著正相關(guān)。

（三）管理層能力與并購(gòu)?fù)瓿珊蟮膬r(jià)值創(chuàng)造

完成并購(gòu)并不等于成功的并購(gòu)，并購(gòu)能否成功不僅取決于并購(gòu)前雙方企業(yè)的價(jià)值創(chuàng)造能力和并購(gòu)中雙方談判能力，更取決于并購(gòu)整合管理效率和并購(gòu)后雙方所產(chǎn)生的協(xié)同效應(yīng)[24]。一方面，如前所述，能力強(qiáng)的管理層在并購(gòu)整合階段實(shí)現(xiàn)快速、深度的并購(gòu)整合，提升了并購(gòu)整合管理效率。而企業(yè)的并購(gòu)活動(dòng)是先產(chǎn)生效率進(jìn)而獲得效益，并購(gòu)整合管理效率的提升有助于提升并購(gòu)后的績(jī)效，即管理層能力通過提升并購(gòu)整合的管理效率對(duì)并購(gòu)績(jī)效產(chǎn)生傳導(dǎo)效應(yīng)。另一方面，在并購(gòu)?fù)瓿珊?，能力高的管理層使得并?gòu)后企業(yè)雙方在管理、經(jīng)營(yíng)和財(cái)務(wù)上更能產(chǎn)生協(xié)同效應(yīng)。高能力的管理層合并后將管理能力在企業(yè)間有效轉(zhuǎn)移，與在此基礎(chǔ)上新的管理資源的衍生以及企業(yè)總體管理能力的提高產(chǎn)生管理協(xié)同效應(yīng)[20];高能力的管理層利用自身關(guān)系網(wǎng)絡(luò)和社會(huì)資源更有能力建立起穩(wěn)定的、持續(xù)的交易模式，通過關(guān)聯(lián)與共享活動(dòng)和資源，實(shí)現(xiàn)規(guī)模經(jīng)濟(jì)效益和范圍經(jīng)濟(jì)效益，產(chǎn)生經(jīng)營(yíng)協(xié)同效應(yīng)[25];高能力的管理層所具有的高效資源利用能力更能發(fā)掘并購(gòu)雙方?jīng)]有完全運(yùn)用的成長(zhǎng)機(jī)會(huì)和財(cái)務(wù)等資源的互補(bǔ)性，產(chǎn)生財(cái)務(wù)協(xié)同效應(yīng)[26-27]。因此，可以推斷，并購(gòu)后能力高的管理層通過提升并購(gòu)協(xié)同效應(yīng)產(chǎn)生并購(gòu)績(jī)效?；诖?，筆者提出如下假設(shè)：

假設(shè)3：在其他條件相同的情況下，管理層能力與并購(gòu)績(jī)效顯著正相關(guān)。

三、研究設(shè)計(jì)

（一） 樣本選取及數(shù)據(jù)來源

考慮會(huì)計(jì)準(zhǔn)則在2007年發(fā)生了重大變更，本文以2007—2018年我國(guó)A股上市公司并購(gòu)事件作為實(shí)證樣本，并依據(jù)以下規(guī)則進(jìn)行了篩選：剔除金融行業(yè)樣本;剔除ST和*ST類上市公司樣本;剔除關(guān)聯(lián)交易的并購(gòu)事件樣本;剔除交易標(biāo)的為資產(chǎn)剝離、資產(chǎn)置換、債務(wù)重組和股份回購(gòu)的并購(gòu)事件樣本;保留同一家上市公司同一年份發(fā)起的首次并購(gòu)事件樣本;剔除相關(guān)財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)缺失樣本;為了克服離群值對(duì)本研究帶來的不利影響，對(duì)樣本做上下1%的縮尾處理，最終得到2 041個(gè)觀測(cè)值。相關(guān)研究的原始數(shù)據(jù)均采集自國(guó)泰安數(shù)據(jù)庫(kù)（CSMAR）及歷年上市公司年報(bào)。

（二）變量測(cè)量與說明

1.被解釋變量

并購(gòu)溢價(jià)（PRM）。本文參照陳仕華等[28]與關(guān)靜怡和劉娥平[29]的做法，用交易價(jià)格超過凈資產(chǎn)賬面價(jià)值份額的部分衡量并購(gòu)溢價(jià)，即并購(gòu)溢價(jià)=（交易總價(jià)-目標(biāo)企業(yè)凈資產(chǎn)賬面價(jià)值×收購(gòu)占比）/（目標(biāo)企業(yè)凈資產(chǎn)賬面價(jià)值×收購(gòu)占比）。

并購(gòu)整合管理效率（ME）。本文參照薛安偉[20]的做法，以營(yíng)業(yè)總收入除以管理費(fèi)用的比值取自然對(duì)數(shù)表示并購(gòu)整合管理效率。由于并購(gòu)后整合期一般在2—3年左右，因此，本文衡量并購(gòu)后兩年的長(zhǎng)期管理效率。

并購(gòu)績(jī)效（BHAR）。本文將公司長(zhǎng)期并購(gòu)績(jī)效（BHAR）作為研究對(duì)象，該指標(biāo)表示購(gòu)買股票并持有至考察期結(jié)束，企業(yè)股票收益率超過市場(chǎng)組合或?qū)?yīng)組合收益率的大小。參照Gregory[30]、李善民和朱滔[31]與陳仕華等[28]的研究方法，計(jì)算并購(gòu)企業(yè)i并購(gòu)后兩年的并購(gòu)績(jī)效。本文采用模型（1）計(jì)算主并企業(yè)并購(gòu)后[0，T]月購(gòu)入并持有的超常收益：

BHARi，T=∏Tt=0（1+Ri，t）-∏Tt=0（1+Rp，t）（1）

其中，Ri，t為主并企業(yè)i在t月的收益率，Rp，t為對(duì)應(yīng)組合的月收益率，T=0，1，…，24，t=0表示并購(gòu)當(dāng)月，t=1表示并購(gòu)后一個(gè)月，依此類推。

2.解釋變量

管理層能力（MA）。管理層能力是指管理層在其他條件相同的情況下，有效利用企業(yè)既有資源創(chuàng)造產(chǎn)出的能力。借鑒Demerjian等[11]的做法測(cè)度管理層能力，計(jì)算過程如下：

首先，根據(jù)證監(jiān)會(huì)2012年行業(yè)分類標(biāo)準(zhǔn)，采用DEA軟件的CCR模型分行業(yè)分年度測(cè)算行業(yè)內(nèi)企業(yè)的最大效率值（Max θ），如模型（2）所示：

Maxθ=SALEi，t/（φ1COSTi，t+φ2SAMAi，t+φ3FASSi，t+φ4INTANGi，t+φ5RDi，t+φ6GWi，t）（2）

其中，SALE、COST、SAMA、FASS、INTANG、RD和GW分別為產(chǎn)出變量營(yíng)業(yè)收入、營(yíng)業(yè)成本、銷售費(fèi)用和管理費(fèi)用之和、固定資產(chǎn)凈額、無形資產(chǎn)凈額、研發(fā)支出和商譽(yù)凈額。

其次，對(duì)企業(yè)效率值進(jìn)行Tobit分行業(yè)回歸。由于企業(yè)效率值既受企業(yè)因素的影響，又受管理層能力的影響，在模型（2）中把企業(yè)因素分離出去，得到的殘差ε為管理層能力，如模型（3）所示：

θi，t=β0+β1SIZEi，t+β2MARTi，t+β3PFCFi，t+β4AGEi，t+β5DIVERSi，t+β6FCIi，t+β7STATEi，t+YEAR+εi，t（3）

其中，SIZE、MART、PFCF、AGE、DIVERS、FCI和STATE分別表示企業(yè)總資產(chǎn)的自然對(duì)數(shù)、市場(chǎng)占有率、自由現(xiàn)金流、上市年限的自然對(duì)數(shù)、多元化程度、國(guó)外業(yè)務(wù)和最終控制人性質(zhì)。

3.中介變量

并購(gòu)協(xié)同效應(yīng)（SYN）。本文參照呂長(zhǎng)江和韓慧博[32]的做法，計(jì)算并購(gòu)雙方構(gòu)成的投資組合收益率作為度量并購(gòu)協(xié)同效應(yīng)的指標(biāo)，具體計(jì)算公式是：SYN=CAR×并購(gòu)企業(yè)凈資產(chǎn)/（并購(gòu)企業(yè)凈資產(chǎn)+目標(biāo)企業(yè)凈資產(chǎn)）+PRM×目標(biāo)企業(yè)凈資產(chǎn)/（并購(gòu)企業(yè)凈資產(chǎn)+目標(biāo)企業(yè)凈資產(chǎn)）。其中，CAR為并購(gòu)企業(yè)股東收益，使用并購(gòu)宣告之前的三個(gè)交易日、宣告日當(dāng)天和宣告日之后的第一個(gè)交易日的累計(jì)超額回報(bào)CAR[-3，1]來度量。利用市場(chǎng)模型法來對(duì)并購(gòu)企業(yè)股票的累計(jì)平均超額收益率進(jìn)行估計(jì)，即ri，t=αi+βirm，t+ε。其中，ri，t為企業(yè)第t日考慮現(xiàn)金紅利再投資的股票收益率，rm，t為市場(chǎng)第t日考慮現(xiàn)金紅利再投資的股票收益率。該模型估計(jì)區(qū)間參照王化成等[33]與陳仕華等[28]的做法，先利用并購(gòu)首次公告日前150個(gè)交易日至前30個(gè)交易日的日收益率，利用市場(chǎng)模型估算出[-3，1]的預(yù)期收益率，然后用實(shí)際收益率減去預(yù)期收益率來計(jì)算異常收益（AR），最后對(duì)異常收益加總計(jì)算累計(jì)超額收益率（CAR）。PRM為目標(biāo)企業(yè)并購(gòu)溢價(jià)，計(jì)算同上文。

4.控制變量

借鑒陳仕華等[28]、薛安偉[20]與逯東等[34]的做法，本文還控制了其他變量：企業(yè)規(guī)模（SIZE），用企業(yè)總資產(chǎn)自然對(duì)數(shù)表示;負(fù)債率（LEV），用負(fù)債總額比資產(chǎn)總額表示;總資產(chǎn)報(bào)酬率（ROA），用公司凈利潤(rùn)與資產(chǎn)總額的比值表示;成長(zhǎng)性（GROW），用總資產(chǎn)增長(zhǎng)率表示;現(xiàn)金持有（CASH），用貨幣資金與資產(chǎn)總額的比值表示;固定資產(chǎn)比例（PPE），用固定資產(chǎn)與總資產(chǎn)的比值表示;高管薪酬（PAY），用排名前三位高管薪酬總額的自然對(duì)數(shù)表示;股權(quán)集中度（SHARE），用企業(yè)第一大股東持股比例表示;股權(quán)制衡度（BALANCE），用企業(yè)第二大股東與第一大股東持股比值表示;獨(dú)立董事比例（INDEPEND），用獨(dú)立董事人數(shù)與董事總數(shù)比值表示;兩職合一（DUAL），總經(jīng)理和董事長(zhǎng)為同一人則為1，否則為0;產(chǎn)權(quán)性質(zhì)（STATE），國(guó)有控股企業(yè)為1，否則為0。此外，還控制了年度（YEAR）和行業(yè)（IND）兩個(gè)虛擬變量。

（三）模型設(shè)計(jì)

為檢驗(yàn)假設(shè)1、假設(shè)2和假設(shè)3，參照陳仕華等[28]、薛安偉[20]與逯東等[34]的做法，分別構(gòu)建模型（4）、模型（5）和模型（6）進(jìn)行OLS回歸，解釋變量和控制變量均采用滯后一期的數(shù)值，以避免被解釋變量與解釋變量之間可能存在的內(nèi)生性問題。

PRMi，t=α0+α1MAi，t-1+α2CONTROLi，t-1+YEAR+IND+εi，t （4）

MEi，t=β0+β1MAi，t-1+β2CONTROLi，t-1+YEAR+IND+εi，t （5）

MAPi，t=γ0+γ1MAi，t-1+γ2CONTROLi，t-1+YEAR+IND+εi，t （6）

其中，CONTRAL為上文提到的一系列控制變量。

四、實(shí)證結(jié)果及分析

（一）描述性統(tǒng)計(jì)分析

表1列示了主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。由表1可知，并購(gòu)溢價(jià)（PRM）的均值為5.511，標(biāo)準(zhǔn)差為6.326，表明不同企業(yè)對(duì)并購(gòu)標(biāo)的所支付的溢價(jià)水平差異較大;并購(gòu)整合管理效率（ME）的均值為2.427，標(biāo)準(zhǔn)差為0.661，表明企業(yè)并購(gòu)整合管理效率差異比較大;并購(gòu)績(jī)效（BHAR）的均值為-0.029，標(biāo)準(zhǔn)差為0.363，表明大部分企業(yè)在并購(gòu)后兩年內(nèi)的股票收益率沒有超過對(duì)應(yīng)組合收益率，并購(gòu)績(jī)效表現(xiàn)情況并不太好，不同企業(yè)間的并購(gòu)績(jī)效差異較大;管理層能力（MA）的均值為0.002，標(biāo)準(zhǔn)差為0.136，表明不同企業(yè)間的管理層能力存在較大差異。此外，各變量之間的方差膨脹因子VIF為1.370，遠(yuǎn)小于10，表明本文涉及的變量不存在嚴(yán)重的多重共線性問題。

（二）單變量分析

分別以管理層能力（MA）的均值和中位數(shù)大小作為分組變量對(duì)并購(gòu)溢價(jià)（PRM）、并購(gòu)整合管理效率（ME）和并購(gòu)績(jī)效（BHAR）進(jìn)行均值和中位數(shù)組間差異比較，結(jié)果如表2所示。由表2可知，并購(gòu)溢價(jià)（PRM）的組間均值和中位數(shù)均在1%水平上顯著為負(fù)，說明并購(gòu)溢價(jià)在管理層能力較高組和較低組均有顯著差異，管理層能力較高組的并購(gòu)溢價(jià)顯著小于管理層能力較低組的并購(gòu)溢價(jià)，這也初步驗(yàn)證了假設(shè)1。并購(gòu)整合管理效率（ME）的組間均值和中位數(shù)均在1%水平上顯著為正，說明并購(gòu)整合管理效率在管理層能力較高組和較低組有顯著差異，管理層能力較高組的并購(gòu)整合管理效率顯著大于管理層能力較低組的并購(gòu)整合管理效率，這初步驗(yàn)證了假設(shè)2。并購(gòu)績(jī)效（BHAR）的組間均值和中位數(shù)均在1%水平上顯著為正，說明并購(gòu)績(jī)效在管理層能力較高低組有顯著差異，管理層能力較高組的并購(gòu)績(jī)效顯著大于管理層能力較低組的并購(gòu)績(jī)效，這初步驗(yàn)證了假設(shè)3。

（三）多元回歸分析

表3的列（1）為檢驗(yàn)假設(shè)1采用模型（4）進(jìn)行OLS回歸的結(jié)果。由列（1）可知，管理層能力（MA）的回歸系數(shù)為-0.066，且在1%水平上顯著，這表明在控制了其他因素影響的情況下，管理層能力對(duì)企業(yè)在并購(gòu)交易中所支付的并購(gòu)溢價(jià)（PRM）具有顯著的負(fù)向影響，即高的管理層能力可以顯著降低并購(gòu)溢價(jià)，假設(shè)1得到了驗(yàn)證。在控制變量方面，企業(yè)規(guī)模（SIZE）越大和高管薪酬（PAY）越高的并購(gòu)企業(yè)在并購(gòu)過程中所支付的并購(gòu)溢價(jià)越低;企業(yè)成長(zhǎng)性（GROW）越好、國(guó)有控股企業(yè)（STATE）所支付的并購(gòu)溢價(jià)越高。列（2）為檢驗(yàn)假設(shè)2采用模型（5）進(jìn)行OLS回歸的結(jié)果。由列（2）可知，并購(gòu)整合管理效率（ME）對(duì)管理層能力（MA）的回歸系數(shù)為0.119，且在1%水平上顯著，假設(shè)2得到了驗(yàn)證。在控制變量方面，并購(gòu)企業(yè)規(guī)模（SIZE）越大、總資產(chǎn)報(bào)酬率（ROA）越高、企業(yè)成長(zhǎng)性（GROW）越好、現(xiàn)金持有（CASH）越多、高管薪酬（PAY）越高、股權(quán)制衡度（BALANCE）越強(qiáng)和獨(dú)立董事比例（INDEPEND）越高則并購(gòu)整合管理效率越高;兩職合一（DUAL）和國(guó)有控股企業(yè)（STATE）并購(gòu)整合管理效率越低。列（3）為檢驗(yàn)假設(shè)3采用模型（6）進(jìn)行OLS回歸的結(jié)果。由列（3）可知，并購(gòu)績(jī)效（BHAR）對(duì)管理層能力（MA）的回歸系數(shù)為0.126，且在1%水平上顯著，假設(shè)3得到了驗(yàn)證。在控制變量方面，負(fù)債率（LEV）越高、企業(yè)成長(zhǎng)性（GROW）越好、固定資產(chǎn)比例（PPE）越高、高管薪酬（PAY）越高、股權(quán)制衡度（BALANCE）越強(qiáng)和獨(dú)立董事比例（INDEPEND）越高，企業(yè)的并購(gòu)績(jī)效越好;企業(yè)規(guī)模（SIZE）越大和兩職合一（DUAL），企業(yè)的并購(gòu)績(jī)效越差。這基本與現(xiàn)有研究結(jié)論相一致。

五、進(jìn)一步分析：管理層能力影響企業(yè)并購(gòu)過程價(jià)值創(chuàng)造的作用路徑

（一）管理層能力抑制并購(gòu)溢價(jià)的路徑檢驗(yàn)——降低信息不對(duì)稱

由上文分析可知，能力強(qiáng)的管理層具有很強(qiáng)的信息獲取能力，從而避免因信息不對(duì)稱而導(dǎo)致的對(duì)目標(biāo)企業(yè)過高支付。那么，可以推斷，管理層能力在目標(biāo)企業(yè)信息不對(duì)稱程度較高的情境下發(fā)揮作用更強(qiáng)。因此，本文為了驗(yàn)證管理層能力通過降低信息不對(duì)稱進(jìn)而減少并購(gòu)溢價(jià)這一邏輯，借鑒劉斌等[35]的做法，選擇并購(gòu)企業(yè)和目標(biāo)企業(yè)均是A股上市公司的并購(gòu)事件，根據(jù)分析師跟蹤人數(shù)對(duì)樣本進(jìn)行分組，將目標(biāo)企業(yè)分析師跟蹤人數(shù)大于樣本中位數(shù)的視為信息不對(duì)稱程度較低組，反之，為信息不對(duì)稱較高組，分別進(jìn)行回歸，以檢驗(yàn)是否在信息不對(duì)稱程度較高的情境下，管理層能力能夠更有效地抑制并購(gòu)溢價(jià)，結(jié)果如表4所示。由表4的列（2）和列（3）可知，在信息不對(duì)稱較低組，管理層能力（MA）的系數(shù)在10%水平上顯著為負(fù)，而在信息不對(duì)稱較高組，管理層能力（MA）的系數(shù)在1%水平上顯著為負(fù)，兩組間的回歸系數(shù)存在顯著差異。結(jié)果表明，當(dāng)目標(biāo)企業(yè)信息不對(duì)稱程度較高，管理層能力對(duì)并購(gòu)溢價(jià)的負(fù)向影響更強(qiáng)。即管理層能力（MA）降低并購(gòu)雙方的信息不對(duì)稱進(jìn)而作用于并購(gòu)溢價(jià)（PRM）的路徑得到了證據(jù)支持。

（二）管理層能力提升并購(gòu)整合管理效率的路徑檢驗(yàn)——提升并購(gòu)整合能力

由上文可知，管理層能力通過并購(gòu)整合提升了管理效率，為檢驗(yàn)并購(gòu)整合效率提升的中間機(jī)制，我們考察管理層能力與并購(gòu)整合能力的關(guān)系。本文參考逯東等[34]與楊道廣等[36]的做法，選用是否計(jì)提商譽(yù)減值準(zhǔn)備（Fgwi_d）和并購(gòu)前后兩年企業(yè)破產(chǎn)風(fēng)險(xiǎn)的變化（ΔZ）來衡量并購(gòu)整合能力。選用是否計(jì)提商譽(yù)減值準(zhǔn)備衡量并購(gòu)整合能力的原因是：非同一控制下的并購(gòu)溢價(jià)形成商譽(yù)，如果企業(yè)在并購(gòu)后2—3年內(nèi)計(jì)提商譽(yù)減值，說明其并購(gòu)整合能力低。因此，我們用并購(gòu)后兩年內(nèi)是否計(jì)提商譽(yù)減值（F2gwi_d）和并購(gòu)后3年內(nèi)是否計(jì)提商譽(yù)減值（F3gwi_d）衡量并購(gòu)整合能力。本文預(yù)期管理層能力有助于降低企業(yè)在并購(gòu)后兩年或3年內(nèi)計(jì)提商譽(yù)減值準(zhǔn)備的可能性。使用并購(gòu)前后兩年企業(yè)破產(chǎn)風(fēng)險(xiǎn)的變化（ΔZ）衡量并購(gòu)整合能力的原因是：如果整合后企業(yè)的破產(chǎn)風(fēng)險(xiǎn)較之整合前沒有發(fā)生明顯變化甚至變小了，說明企業(yè)的并購(gòu)整合能力較高。在指標(biāo)具體計(jì)算上，以Altman[37]提出的Z指標(biāo)來衡量企業(yè)的破產(chǎn)風(fēng)險(xiǎn)。由于破產(chǎn)風(fēng)險(xiǎn)與Z指標(biāo)之間是負(fù)相關(guān)的，則ΔZ值越大，破產(chǎn)風(fēng)險(xiǎn)越小，企業(yè)的并購(gòu)整合能力越強(qiáng)。表5報(bào)告了管理層能力對(duì)并購(gòu)整合能力影響的回歸結(jié)果。表5列（1）和列（2）的回歸結(jié)果表明，管理層能力（MA）對(duì)企業(yè)在并購(gòu)后兩年內(nèi)和3年內(nèi)是否計(jì)提商譽(yù)減值的回歸系數(shù)分別在5%和1%水平上顯著為負(fù)，說明管理層能力有助于降低企業(yè)在并購(gòu)后兩年或3年內(nèi)計(jì)提商譽(yù)減值準(zhǔn)備的可能性。表5列（3）的回歸結(jié)果表明，管理層能力（MA）與破產(chǎn)風(fēng)險(xiǎn)的變化（ΔZ）在1%水平上顯著正相關(guān)，表明管理層能力能夠降低企業(yè)并購(gòu)后的破產(chǎn)風(fēng)險(xiǎn)。上述結(jié)果說明，管理層能力可以提高企業(yè)的并購(gòu)整合能力，為并購(gòu)整合管理效率的提升提供過程上的保障。

（三）管理層能力提升并購(gòu)績(jī)效的路徑檢驗(yàn)——并購(gòu)整合管理效率和并購(gòu)協(xié)同效應(yīng)的中介作用

由上文分析可知，管理層能力越高，并購(gòu)績(jī)效越好，并購(gòu)整合管理效率和協(xié)同效應(yīng)是其中間作用路徑。為了進(jìn)一步分析管理層能力提升并購(gòu)績(jī)效的中介渠道，采用中介效應(yīng)模型分別對(duì)并購(gòu)整合管理效率和并購(gòu)協(xié)同效應(yīng)在管理層能力提升并購(gòu)績(jī)效中的中介作用進(jìn)行檢驗(yàn)。根據(jù)溫忠麟和葉寶娟[38]的研究，采用依次檢驗(yàn)法：第一步，做被解釋變量并購(gòu)績(jī)效（BHAR）對(duì)解釋變量管理層能力（MA）的回歸。第二步，做中介變量并購(gòu)整合管理效率（ME）和并購(gòu)協(xié)同效應(yīng)（SYN）對(duì)解釋變量（MA）的回歸。第三步，做被解釋變量并購(gòu)績(jī)效（BHAR）對(duì)解釋變量管理層能力（MA）和中介變量并購(gòu)整合管理效率（ME）及并購(gòu)協(xié)同效應(yīng)（SYN）的回歸。并購(gòu)整合管理效率（ME）中介作用回歸結(jié)果第一和第二步驟在上文表3的列（3）和列（2）中已經(jīng)進(jìn)行驗(yàn)證，本部分對(duì)第三步驟進(jìn)行檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如表6列（1）所示。由列（1）回歸結(jié)果可知，并購(gòu)績(jī)效（BHAR）對(duì)并購(gòu)整合管理效率（ME）的回歸系數(shù)和t值分別為0.013和2.243，在5%水平上顯著為正;且并購(gòu)績(jī)效（BHAR）對(duì)管理層能力（MA）的回歸系數(shù)和t值分別為0.115和3.330，在1%水平上顯著為正，低于表3列（3）中并購(gòu)績(jī)效（BHAR）對(duì)管理層能力（MA）的回歸系數(shù)0.126和t值4.894，說明并購(gòu)整合管理效率（ME）在管理層能力（MA）影響并購(gòu)績(jī)效（BHAR）中起部分中介的作用。并購(gòu)協(xié)同效應(yīng)（SYN）中介效應(yīng)回歸結(jié)果第一步驟在上文表3的列（3）中已經(jīng)進(jìn)行驗(yàn)證，本部分對(duì)第二和第三步驟進(jìn)行檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如列（2）和列（3）所示。由列（2）回歸結(jié)果可知，并購(gòu)協(xié)同效應(yīng)（SYN）對(duì)管理層能力（MA）的回歸系數(shù)和t值分別為0.122和4.491，在1%水平上顯著為正，說明管理層能力越高，并購(gòu)后的協(xié)同效應(yīng)越好。由列（3）回歸結(jié)果可知，并購(gòu)績(jī)效（BHAR）對(duì)并購(gòu)協(xié)同效應(yīng)（SYN）的回歸系數(shù)和t值分別為0.177和2.980，在1%水平上顯著為正;且并購(gòu)績(jī)效（BHAR）對(duì)管理層能力（MA）的回歸系數(shù)和t值分別為0.107和3.096，在1%水平上顯著為正，低于表3列（3）中并購(gòu)績(jī)效（BHAR）對(duì)管理層能力（MA）的回歸系數(shù)0.126和t值4.894，說明并購(gòu)協(xié)同效應(yīng)（SYN）在管理層能力（MA）影響并購(gòu)績(jī)效（BHAR）中起部分中介作用。因此，管理層能力是通過提升并購(gòu)整合管理效率和并購(gòu)協(xié)同效應(yīng)產(chǎn)生并購(gòu)績(jī)效的路徑得到驗(yàn)證。

六、穩(wěn)健性檢驗(yàn)

（一）工具變量法

管理層能力與并購(gòu)溢價(jià)、并購(gòu)整合管理效率和并購(gòu)績(jī)效之間可能存在反向因果、遺漏變量和測(cè)量誤差而導(dǎo)致的內(nèi)生性問題。本文借鑒姚立杰和周穎[39]的做法，選取管理層能力行業(yè)均值（MA_ind）和管理層能力地區(qū)均值（MA_pro）作為管理層能力 （MA） 的工具變量進(jìn)行兩階段最小二乘（2SLS）估計(jì)。本文對(duì)工具變量選取的合理性進(jìn)行Sargan過度識(shí)別檢驗(yàn)，并購(gòu)溢價(jià)（PRM）的結(jié)果為0.011（P值=0.920>0.100），并購(gòu)整合管理效率（ME）的結(jié)果為4.074（P值=0.851>0.100），并購(gòu)績(jī)效（BHAR）的結(jié)果為3.026（P值=0.674>0.100），表明不存在過度識(shí)別問題;弱工具變量檢驗(yàn)的F值大于10，為91.890，最小特征統(tǒng)計(jì)量為214.571，大于15%的臨界值11.590，說明本文選取的工具變量不是弱工具變量，因此，工具變量是有效的。由回歸結(jié)果 受版面所限回歸結(jié)果略，留存?zhèn)渌?，下同。可知，考慮內(nèi)生性問題后，本文主要研究結(jié)論依然成立。

（二）固定效應(yīng)模型

由于可能存在一些固定不變的不可觀測(cè)因素同時(shí)影響企業(yè)的并購(gòu)溢價(jià)、并購(gòu)整合管理效率和并購(gòu)績(jī)效，因此，采用控制企業(yè)個(gè)體因素的固定效應(yīng)模型，以盡可能解決樣本選擇偏差對(duì)研究結(jié)果的干擾。采用固定效應(yīng)模型的回歸結(jié)果顯示，考慮企業(yè)個(gè)體效應(yīng)后，本文主要研究結(jié)論依然成立。

（三）替換被解釋變量

參考陳仕華等[28]與關(guān)靜怡和劉娥平[29]的做法，把并購(gòu)溢價(jià)的計(jì)算方法替換為標(biāo)的資產(chǎn)評(píng)估價(jià)值相對(duì)賬面價(jià)值的偏離，即并購(gòu)溢價(jià)=（標(biāo)的資產(chǎn)估值-目標(biāo)企業(yè)凈資產(chǎn)賬面價(jià)值×收購(gòu)占比）/目標(biāo)企業(yè)凈資產(chǎn)賬面價(jià)值×收購(gòu)戰(zhàn)占比;借鑒薛安偉[20]的做法，以并購(gòu)后兩年的利潤(rùn)總額除以管理費(fèi)用比值的自然對(duì)數(shù)表示并購(gòu)整合管理效率。借鑒Fuller等[14]與陳仕華等[28]的做法，采用基于36個(gè)月（3年）計(jì)算的購(gòu)買并持有超常收益表示并購(gòu)績(jī)效（BHAR）。替換被解釋變量對(duì)本文的假設(shè)1、假設(shè)2和假設(shè)3重新進(jìn)行檢驗(yàn)。由回歸結(jié)果可知，本文的結(jié)論依然穩(wěn)健。

（四）替換解釋變量

參考代彬等[40]的做法，用管理層能力虛擬變量（MA_D）代替管理層能力。當(dāng)管理層能力大于年度行業(yè)中位數(shù)時(shí)，為管理層能力較高，此時(shí)MA_D取值為1，否則為0。在此基礎(chǔ)上，對(duì)假設(shè)1、假設(shè)2和假設(shè)3重新進(jìn)行檢驗(yàn)。由回歸結(jié)果可知，本文的結(jié)論依然穩(wěn)健。

七、研究結(jié)論與實(shí)踐啟示

本文研究并購(gòu)企業(yè)管理層能力與并購(gòu)過程價(jià)值創(chuàng)造之間的關(guān)系，得到如下結(jié)論：首先，在并購(gòu)談判階段并購(gòu)企業(yè)管理層能力對(duì)并購(gòu)溢價(jià)產(chǎn)生顯著負(fù)向影響。其次，在并購(gòu)整合階段并購(gòu)企業(yè)管理層能力對(duì)并購(gòu)整合管理效率產(chǎn)生顯著正向影響。再次，在并購(gòu)?fù)瓿珊蟛①?gòu)企業(yè)管理層能力對(duì)并購(gòu)績(jī)效產(chǎn)生顯著正向影響。最后，進(jìn)一步研究發(fā)現(xiàn)，高能力的管理層通過降低并購(gòu)雙方的信息不對(duì)稱抑制并購(gòu)溢價(jià)，通過有效的并購(gòu)整合提升企業(yè)管理效率，并購(gòu)整合管理效率和并購(gòu)協(xié)同效應(yīng)在管理層能力提升并購(gòu)績(jī)效中發(fā)揮中介作用。

本文的研究結(jié)論為上市公司并購(gòu)過程價(jià)值創(chuàng)造提供有益的實(shí)踐啟示：首先，由于管理層能力對(duì)并購(gòu)溢價(jià)有負(fù)向影響，因此，在高溢價(jià)并購(gòu)頻繁導(dǎo)致商譽(yù)減值風(fēng)險(xiǎn)加大的情況下，企業(yè)在實(shí)施并購(gòu)交易之前，有必要對(duì)管理層的并購(gòu)能力進(jìn)行有效的自我評(píng)價(jià)，以防止由于缺乏管理能力或經(jīng)驗(yàn)而導(dǎo)致的高溢價(jià)并購(gòu)。其次，由于管理層能力對(duì)并購(gòu)整合管理效率及并購(gòu)績(jī)效具有正向影響，因此，管理層能力作為影響企業(yè)并購(gòu)價(jià)值創(chuàng)造的重要內(nèi)生因素，企業(yè)應(yīng)高度重視管理層能力在并購(gòu)中的作用，對(duì)管理層的過往經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)、資源整合能力和管理效率等進(jìn)行客觀評(píng)估，提升企業(yè)并購(gòu)過程價(jià)值創(chuàng)造能力，保障企業(yè)并購(gòu)戰(zhàn)略目標(biāo)的順利實(shí)現(xiàn)。

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（責(zé)任編輯：劉 艷）

收稿日期：2020-07-16

基金項(xiàng)目：國(guó)家社會(huì)科學(xué)基金重點(diǎn)項(xiàng)目“雙重成本約束下企業(yè)集團(tuán)管理控制模式選擇機(jī)理及方法研究”（19AGL014）;國(guó)家社會(huì)科學(xué)基金項(xiàng)目“租值耗散視角下的集團(tuán)管理控制模式選擇研究”（18BGL092）

作者簡(jiǎn)介：張先治 （1957-） ，男，遼寧大連人，教授，博士，博士生導(dǎo)師，主要從事公司理財(cái)、會(huì)計(jì)報(bào)告應(yīng)用和管理控制研究。E-mail： zxz@dufe.edu.cn

杜春明 （1982-） ，女，江蘇淮安人，博士研究生，講師，主要從事公司理財(cái)和公司并購(gòu)問題研究。E-mail： dcm_110@hytc.edu.cn