后危機時代規(guī)模經濟對網絡型產業(yè)并購績效的影響——基于信息技術業(yè)的實證描述

1、后危機時代規(guī)模經濟對網絡型產業(yè)并購績效的影響基于信息技術業(yè)的實證描述總27卷第3期蘭州商學院學報Vol1. 27 No.3 2011年6月Joumal of Lanzhou Commercial College Jun. ,2011 后危機時代現模經濟對網絡犁產此井購績練的影嘯一一一基于官息拭木止的實證插過陳福中，陳誠(中國人民大學商學院，北京100872)摘要:虛擬經濟對實體經濟的影響，在后危機時代表現得尤為突出。本研究以信息技術業(yè)為例，分別采用事件研究法與因子分析法對網絡型產業(yè)并購前后的市場預期與經營績效進行測度。研究表明，并購會引起投資者的提前或滯后反應，市場屬于非半強式有效;市場預期績

2、效為正，投資者對于并購擴大規(guī)模并實現規(guī)模經濟的正向預期較顯著;從統(tǒng)計顯著性角度，經營績效改善并不顯著，但績效提高企業(yè)所占比例逐年上升，說明并購后的整合及規(guī)模經濟效應發(fā)揮可能需較長時間O因此，規(guī)范證券市場信息披露與網絡型產業(yè)并購制度，加大并購后的整合力度，對于網絡型產業(yè)提高并購績效具有重要意義。關鍵詞:并購績效;網絡型產業(yè);規(guī)模經濟效應;后危機時代;事件研究;因子分析中圖分類號:凹72.5文獻標識碼:A文章編號:1004-5465 (2011 )03-009-07 The Effect of Economy of Sale on the Mergers and Acquisitions Perf

3、ormance of Network -based Industry in Post -crisis era: Empirical Evidence from Information Technology Sectors CHEN Fu -zhong , CHEN Cheng (School of Business, Renmin University of China, Beijing 100872, China) Abstract: The impact of virtual economy to real economy becomes significant in post -cris

4、is era. Taking infonnation technology for example, event study and factor analysis are utilized to investigate the changes of market expectation and operation performance before and after the mergers and acquisitions (M&A) of network -based industr. The results indicate that the M&A would le

5、ad to investors response in advance or lagged, and the market is of Semistrong efficiency; secondly, the market expectation perfonnance is positive, and the investors positive expectation for M&A to increase the scale to implement economy of scale is significant; fonn the perspective of statisti

6、cs, the improvement of operation perfonnance is not significant, but the quantities of the performance improving companies increase year by year, which im-事收稿日期;2011-03 -16 基金項目:本研究受2011年度中國人民大學研究生科學研究基金項目;FDI異質性對中國經濟增長的影響研究;(llXNHl59)資助。作者簡介:陳福中(1983一)，男，四川宜賓人，中國人民大學商學院經濟學博士研究生，研究方向:投資與并購、對外貿易與國際產業(yè)

7、;陳誠(1987一)，女，山東泰安人，中國人民大學商學院經濟學博士研究生，研究方向:對外貿易與國際產業(yè)化。-9一蘭州商學院學報2011 /淚3fYl plies that the integration and the economy eff、ectof scale would be implemented in longer periods. There?fore, regulating the institution of Chinese security market and M&A of network -ba蛇dindustry and in?structing and st

8、rengthening the integration level are significance for its M&A performance to be improved. Key words: mergers and acquisitions performance; network -based industrf; economy eflect 01 S(副主tle;post -crisis era; event study; factor analysis 關信息，人們無法通過某種既定分析模型或操作一、問題的提出始終如一地獲取利潤151。市場有效按證券價恪根據奧茲謝伊(2

9、002)的觀點，網絡型產業(yè)信息集大小可分為:弱式有效(Weak -form)、平所提供的產品具有以F特點:(1)互補性、兼容性強式有效(Semistro昭盧nn)和強式有效(Stro咆和標準;(2)存在消費外部性;(3 )存在轉換的成-form)。弱式有效，指價格可反映歷史價格信本刊的生產存在顯著的規(guī)模經濟性11具有網息集;半強式有效，指價格口I反映公開口I用信息絡型特征的產業(yè)(Network-9bsed Industry)基本集;強式有效，指價格反映所有相關信息，包括公由國有企業(yè)壟斷經營，以促進競爭為導向的市場開和內幕信息。因此，半強式有效信息集，包含除結構重組是其改革的主要方向之一(王俊豪

10、，股票歷史交易記錄之外的其他公開信息，如!投利2005) 121 。而產業(yè)內經濟主體的規(guī)模，在產業(yè)化分配、公司盈虧，以及本研究關注的并購等信息，進程中呈現不斷擴大的趨勢，并購成為網絡型產且這些與公司前景有關的公開信息已經在證券價業(yè)企業(yè)擴大規(guī)模，增強自身競爭力的重要手段。格中得到反映。然而，中國股票市場并未達到平但是網絡型產業(yè)具有明顯不同于其他產業(yè)的特強式有效，存在反應過度的情況(趙于龍，征，如技術含量較高、R&D投入大及企業(yè)沉沒成1998)6Jo因此，研究假設Hl:中國證券市場非本較高，存在較高進入門檻限制等。在2008年爆半強式有效，即在并購公告日前市場就過度反應發(fā)并迅速蔓延至全球的

11、金融危機中，虛擬經濟對或并購事件發(fā)生后市場存在浦后反應，買入股票實體經濟的新作用機制初步顯現，金融經濟在國可獲取異常收益。際經濟活動中的延伸使其開始在各個層面對實體(二)規(guī)模經濟理論與網絡型產業(yè)并購績效1經濟產生影響(谷克鑒，2009) ，1，并購及其影響基于投入與產出的比較視角，規(guī)模經濟是指體系變得更為復雜。為探究網絡型產業(yè)并購對該在投入增加的同時，產出增加的比例超過投入增行業(yè)企業(yè)市場預期與經營績效的影響，本文以信加的比例，單位產品的平均成本隨產量的增加而息技術業(yè)為例，分別采用事件研究與因子分析方降低，表現為規(guī)模收益遞增，aJ規(guī)模經濟;反之，產法對t述績效進行測度。本文主要遵循以下分析出增加

12、的比例小于投入增加的比例，單位產品的架構:第二部分，對效率市場與規(guī)模經濟理論框架平均成本隨產量的增加而上升，表現為規(guī)模收益進行分析，并推導出本研究假設;第三部分，引人遞減，即規(guī)模不經濟(Diseconomiesof Scle) ;如果事件研究法與因子分析法并進行介紹，且對數據投入與產出的比例保持不變，表現為規(guī)模收益不抽樣準則進行說明;第四與第五部分分別以市場變。企業(yè)的規(guī)模經濟基于兩個途徑實現:一是由于預期及經營績效兩個視角對網絡型產業(yè)中的企業(yè)規(guī)模擴大帶來的產出增加，二是規(guī)模擴大帶來的并購前后績效進行實證分析;第六部分，結論并提成本節(jié)約?；谝?guī)模擴大引致的產出放應，?見模經出改進網絡型產業(yè)并購績

13、效的政策建議。濟可借助于規(guī)模報酬的概念進行界定。假定需素二、理論模型與假設投入為向量為X，對應的產出向量為Y，且投入的(一)效率市場理論與網絡型產業(yè)并購績效規(guī)模為(0)，那么，基于長期視角，規(guī)模報酬效率市場假說(EfficientMrket Hypothesis, 可表示為產出對于要素投入同比例變動的反應，EMH)起源于Bachelier( 1900 )的研究，且在其研存在規(guī)模報酬不變、通減和遞增三種可能。究中首次提出了隨機游走(RandomWalk)概規(guī)模報酬不變(ConstantReturn to Scale, 念r41在Fama(1965)等人的研究中，效率市場CRS)意指投入增加將導致

14、產出同比例增加，因此被正式界定為，股票價格己經完全反映了所有相對于所有(蘭的，均有:-10一陳福中，陳誠后危機時代規(guī)模經濟對網絡型產業(yè)并購績效的影響一一基于信息技術業(yè)的實證描述/t且、，/飛f(X) =f(X) 模報酬遞減階段O而規(guī)模報酬遞減(DecreasingReturn to Scle， 基于網絡型產業(yè)在中國的實際發(fā)展情況，從DRS) ，指投入增長的倍數小于產出增長的倍數，20世紀90年代以提供計算機及相關設備的產品亦即對于所有有:和服務為代表，標志著中國步入科技時代。盡管如f(X) <f(X) (2) 此，中國網絡型產業(yè)的發(fā)展水平與發(fā)達國家相比同理，對于規(guī)模報酬遞增(l時resi

15、ngReturn 仍處于初級階段，難以達到適度生產規(guī)模。尤其是to Scle ,IRS) ，對所有有:本研究中涉及到的信息技術行業(yè)，它包括了通信f(X) >f(X) (3) 及相關設備制造業(yè)、計算機及相關設備制造業(yè)、通借助于規(guī)模彈性(Elasticity of Scale) ，可表示信服務業(yè)及計算機應用服務業(yè)等四個子行業(yè)，此出單位百分比投入的增加(亦即經營規(guī)模增加)類行業(yè)技術含量較高，R&D及基礎設施所需投入所引致產出增加的百分比。假定y= f(X)表示生較大，在發(fā)展初期存在規(guī)模瓶頸的制約。此外，網產函數，為正數且:絡型產業(yè)在中國尚未形成諸如美國硅谷、印度與y() = f(X)

16、(4) 臺灣等國家或地區(qū)較有特色的產業(yè)集聚帶，難以如果1，表明在原有規(guī)模下進行生產經在行業(yè)內資源橫向和縱向配置、區(qū)域內企業(yè)競爭營，若>1 (< 1)表明增加(減少)倍投入規(guī)和協(xié)作及公共設施共享等層面實現成本節(jié)約。因模。因此規(guī)模彈性可表示為:此，研究假設H2:網絡型產業(yè)企業(yè)間并購，可擴大企業(yè)規(guī)模，促進該行業(yè)R&D及生產力水平提高，生叢i(川df(X)e(X) =-L衛(wèi)工一一一一一一并可在一定程度上降低交易成本，增進該行業(yè)企(5) 坐d()f(X) 業(yè)績效。 三、研究方法與數據那么，對應的規(guī)模報酬不變、規(guī)模報酬遞減與(一)事件研究法規(guī)模報酬遞增分別為規(guī)模彈性e(X)等于1、小于

17、事件研究法最早由Fama，Fisher, Jensen和1和大于l的情形。Roll( 1969)應用于股票拆分分析8O作為效率市進一步地，規(guī)模經濟的概念與企業(yè)長期成本場假設的非一致證據，事件研究法在20世紀70函數的行為有關，因此也可將其界定為在產出增年代末期與80年代初期積累了大量的實證證據。加的同時，所產生的長期平均成本減少或者長期例如事件公告后所帶來的收益效應(Jonesand 總成本增加小于產出增加比例的效應(Arcosand Litzenberger, 1970) 9J ，規(guī)模效應(Size Effect ) de Toledo, 2009) 7J。假定企業(yè)生產成本C是產量( Ban

18、z, 1981 ) 叫與凈收益率效應(Ernings Yield q的函數，即:乓ffect) ( Basu, 1983 ) 11 J等證據對資本資產定價C = C(q) (6) (C:pital Asset Pricing Model, CAPM)及效率市場若企業(yè)處于規(guī)模經濟經營狀態(tài)，在生產函數理論提出了質疑與挑戰(zhàn)。這些證據也推動研究者保持不變的情況下，成本函數將表現出下降的趨就投資者掌握信息的完全性與否，發(fā)展出效率市勢，成本函數的一階條件(FirstOrder Condition) 場的不同假設，以及就效率市場條件下套匯的局小于0，即:限進行探討(Shleiferand Vish町，199

19、7)1氣采用dC( q) F. O. C c =巳嚴L< 0 (7) q 事件研究法對證券市場事件進行研究，一般遵循結合上述從生產與成本兩個視角的考慮，在以下分析架構:長期生產過程中，企業(yè)的規(guī)模報酬一般存在這樣1.估計窗和事件窗。估計窗(Estimation 的規(guī)律:當企業(yè)從最初較小的生產規(guī)模逐步擴大Window)用來確定證券正常收益，事件窗(Event 生產的時候，企業(yè)存在規(guī)模報酬遞增的情況;當企Window)的超常收益用于衡量并購事件對股價的業(yè)享有由生產規(guī)模擴大帶來的超額收益之后，一影響。假定并購公告日為第0日(T)，若樣本在并o般會繼續(xù)擴大生產規(guī)模并將其保持在規(guī)模報酬不購公告日當天

20、未進行交易，則選取公告日之后第變的水平;如果企業(yè)繼續(xù)擴大生產規(guī)模，超過了企一個交易日為(T)，對應事件窗為一T,T 0 o1z 業(yè)所能承擔的生產最高負荷水平，企業(yè)將進入規(guī)2.預期收益率與超常收益率。采用市場模型蘭州商學院學報2011 年第3期法計算各抽取的樣本公司i( = 1,2,3, ,N) 由下述矩陣給出:在其事件期內第t天(t=甲T;-T, + 1，飛)2 的預期收益率為磯，選取-(120 + T，)日至-(T, 21 22 2m (15) + 1)日作為估計窗。市場模型理論認為，市場中任何證券的收益與市場投資組合的收益均存在相k k2 km 關性，即:因子分析法包括以下步驟:(I )對

21、原始數據R 1i +;Rml te -T, ,T ( 8 ) 2 進行正態(tài)標準化處理:其中，Rmt為市場投資組合m的收益率，用考X =些二坐(16 ) 慮現金再投資的綜合日市場回報率表示。假設Ri 為個股實際收益率，以考慮現金紅利再投資的日其中X是對應原變量序列中z標準正態(tài)化后的結個股回報率來衡量。磯，z分別為市場模型的參果，代表該變量序列的均值，代表該變量序列數，根據估計窗內的數據按市場模型加以估計，的標準差;(2)計算所有變量的相關矩陣，并判斷ep: 是否適用于因子分析;(3)提取因子，并確定因子Ri+;Rm， + 8, ,te -120, -T, + 1 i的個數和求因子解的方法;(4)

22、進行因子旋轉，明(9) 確各因子解的實際意義;(5)計算每個因子得分超常收益率(AbnormalReturn，AR)是由于并值。購事件所引起的當日上市公司股票價值變動的估(三)抽樣數據及說明計值。用各樣本公司在事件期內的實際收益率減研究數據來源于深圳國泰君安研究服務中心去預期收益率得到超常收益率，即:( CSMAR)提供的中國股票市場交易數據庫與中ARi = Ri -Ri (10) 國上市公司并購重組數據庫。3.平均超常收益率及累積超常收益率。所有選取信息技術業(yè)發(fā)生并購的公司樣本，規(guī)則樣本在t時刻的平均超常收益率(Average如下:(1)發(fā)生并購的時間區(qū)間為2001-2007Abnormal

23、 Return ，AAR)為:年飛且在樣本區(qū)間內未被STo(2)同一樣本若相N 繼兩年均發(fā)生并購，則剔除后年樣本。(3)若同叫=古ZARtt(11)一年發(fā)生多起并購則選取并購總價最大的樣本;在事件窗內，在時間段te-T, ,T ，對于第t2 若該公司未公布該項信息則選取交易規(guī)模最大日，其累積超常收益率(CumulateAbnormal 的;若二者均未公布則選取第次，且若樣本存在Return , CAR)為:部分交易總價(交易規(guī)模)未公布與部分公布的CAR_= AAR_(12) Tl T2 情況下，優(yōu)先選取公布信息的樣本。(4)在市場投CAR, = CAR,_, + AAR,_, (13) 資者

24、預期并購績效研究中，若井購交易當天未交(二)因子分析法易的，則選F一交易日作為并購公告日。在并購經因子分析法可將具有錯綜復雜關系的變量營績效研究中，按通常做法(Krishnan等，1997)(或樣本)綜合為較少幾個因子，以再現原始變量，剖，一般將研究區(qū)間設定為3-5年，本文選取并與因子間的相互關系。通過研究眾多變量之間的購前一年至并購后第二年的四年財務數據進行分內部依賴關系，因子分析模型可探求觀測數據的析。依據前述抽樣及研究區(qū)間界定規(guī)則，共獲得樣基本結構，并用少數幾個抽象變量來表示其基本本157個。結構。假定有K個觀測變量，分別為x= (抖，鈣，四、企業(yè)規(guī)模與網絡型產業(yè)市場 ,X) T ，且Z

25、具有零均值和同方差，則因子分析k模型可表述為:預期并購績效分析X=A.F+e (14) (一)市場反應視角的異常收益率分析其中F= (F，磯，Fm)T，e=叭，噸，1分別選取T，= T= 10，15，20，25，弛，35，40，2 ek)T，m為提取的因子的個數。假定第i個變量在對事件窗進行組合的基礎上，分別計算出各個在第j個因子上的載荷為町，則因子載荷矩陣A可對應事件窗的平均異常收益率AAR與累積異常一12一陳福中，陳誠后危機時代規(guī)模經濟對網絡型產業(yè)并購績效的影響一一基于信息技術業(yè)的實證描述收益率CAR，根據并購公告對市場的影響可確定通過對投資者預期的網絡型產業(yè)并購所帶來事件窗為-1O，18

26、J。在估計窗-130, -11 J 的績效增加進行測算，全部樣本在事件窗一10，內，采用市場模型對預期收益率進行估算，再進一18 J內最終的累積異常收益率(CAR)為3.6%，且步計算出事件窗-1O，18J下的AAR和CAR。通顯著性水平較高(0.000)，說明中國證券市場并過測算，AAR除在第2至第7日、第10日和第13至非有效，企業(yè)的公開信息并不能為證券的價格所第16日略小于0外，其他時候均大于0，且最高達真實反映。所選取的信息技術業(yè)樣本的市場預期到0.60%oCAR從第-10日的0.03%開始逐步上并購績效為正，說明投資者對于網絡型企業(yè)通過升，在第7日左右出現了一個調整，之后再度上并購擴

27、大規(guī)模，增強自身R&D實力與經營能力，升，在第13日左右已趨于平穩(wěn)達到3.429毛，并于從而實現規(guī)模經濟的正向預期較為顯著。市場投第18日達到3.60%(見圖1)。資者對于網絡型企業(yè)間的并購行為的總體反應比較積極。綜上所述，網絡型產業(yè)企業(yè)間的并購行為，可以提高市場預期績效。五、企業(yè)規(guī)模與網絡型產業(yè)并購經營績效分析(一)經營績效所涉及財務變量本文對樣本并購經營績效進行測度時主要考慮償債能力、發(fā)展能力、股東獲利能力、盈利能力和營運能力等方面反映公司基本經營情況的10廠川劇.柑陽個變量，即償債能力(資產負債率、所有者權益比率和流動比率)、發(fā)展能力(總資產增長率)、股東固1樣本在事件窗-10，

28、18的MR和CAR獲利能力(每股收益、每股凈資產和每股末分配采用單樣本T檢驗分別對AAR與CAR相對于利潤)、盈利能力(資產報酬率、總資產凈利潤率)O的顯著性進行測度(見表1)，對應AAR和CAR和營運能力(存貨周轉率)。進一步地，根據會計的均值分別達到0.1240%和2.2886<)毛，對應的顯財務變量進行相關分析的結果，判斷其是否適合著性水平分別為0.016和0.000。因此，AAR和進行因子分析。根據樣本并購各年數據的相關系CAR都顯著大于0?；诖?，可認為網絡型產業(yè)企數矩陣及顯著性檢驗結果，各矩陣的相關系數都業(yè)由并購所引致的異常收益非常顯著。結合效率較大，而非相關單尾檢驗的顯著性

29、水平大部分都市場理論及市場信息集的分類，中國證券市場具在1%以內，并且4個矩陣的相關系數矩陣行列式有非半強式有效的特征，即并購事件的公布會給的值分別為3.62E-008、1.40E -005、2.24E-投資者帶來異常收益，投資者在并購事件前后會008和0.000，都非常接近于0。從理論及相關統(tǒng)計對網絡型產業(yè)企業(yè)的這一企業(yè)行為做出提前或延分析視角，研究選取的財務變量可全面反映樣本遲反應。因此，中國證券市場非半強式有效假設的長期經營情況。(H1)成立。(二)財務視角的經營績效分析KMO( Karser -Meyer一Olkin)檢驗和Brtlett表1全部并購事件的AAR和CAR顯著性檢驗球形檢

30、驗(Brtletts test 01 sphericity) ，主要用于檢驗樣本數據是否適合采用因子分析方法。前者0.016 主要用于測度抽樣樣本是否充足，檢驗變量間的0.000 偏相關系數是否過小;而后者則檢驗相關系數矩數據來源:表中數據經筆者整理單樣本T檢驗的結果而來，陣是否是單位陣，如果是單位陣，則表明不適合采顯著性水平為雙尾情況下拒絕接受零假設的概率;下同。用因子分析模型。通常按照以下標準解釋該變量(二)市場預期并購績效的規(guī)模經濟效應分值的大小:0.9以上，非常好;0.8以上，好;0.7，析般;0.6，差;0.5，很差;0.5以下，不能接受。經過一13-蘭州商學院學報2011年有3期計

31、算，并購前一年、并購當年和并購后第一年樣本一年小，各樣本績效之差的均值為一0.0090。從樣數據的KMO值都大于0.7，并且其樣本數據本在并購各年綜合得分之差為正的樣本所占比例Brtlett球形檢驗的卡方相似度統(tǒng)計量較大，對應來看，大部分部小于50%，僅并購后第二年14并的顯著性水平很高(見表2)。在因子提取過程中購后第一年配對中較高(64.52%) ，但并購后第選用方差極大(Varimx)方法進行旋轉二年與并購前一年、并購當年與并購后第一年的配衛(wèi)士，即5(2)-5(-1) ,5(2) 壩。)與5(2)-5(1)( Rotat附1)，并購各年樣本數據均可提取5個因子，且累積方差貢獻率分別為87

32、.549%、綜合績效得分之差為正的比例在逐步上升。89.105%、90.420%和86.7730;毛。(三)并購經營績效的規(guī)模經濟效應分析通過對樣本在并購前后經營績效的比較，各表2KMO和Brtlett檢驗結果配對樣本T檢驗結果的顯著性水平很低，即經營績效沒有明顯改善，從統(tǒng)計顯著性視角并不能得檢驗類型及并購前并購并購后并購后相!但統(tǒng)11監(jiān)年當年第-if-第年到該行業(yè)企業(yè)經營績效改善的有力證據盡管如KMO樣本適合度檢驗值O. 767 O. 746 O. 755 0.609 此，績效在并購后得到改善的樣本所占比例呈現1方相似度值2以)1.7341696.921 2674.371 81036.300

33、 Hartlplt球逐步上升的趨勢?；诖耍瑀?T認為以信息技術業(yè)為內l掃J:45 45 45 45 形檢驗代表的網絡型產業(yè)的企業(yè)并購，并非不能為該行顯著4性水平0.000 0.000 0.000 0.000 業(yè)企業(yè)帶來經營績效的提高，口J能由于并購后芮數據未源:表中數據經筆者整理KM檢驗和Rrtlett球形檢較長時間整合或由于該行業(yè)企業(yè)處于初級發(fā)展階驗的結果而來段，并購后帶來的規(guī)模擴大并未達到規(guī)模經濟的采用因子分析法，測算各樣本在并購前一年、水平所致。由于技術因素的制約，該行業(yè)企業(yè)并購并購當年、并購后第4年和并購后第二年的綜合后，雖然擁有的資源與規(guī)模均獲增加，但缺乏有效得分，并采用配對樣本T

34、檢驗進行顯著性檢驗以整合，仍進行投入和產出同比例增加的生產和經比較各年并購經營績效的情況(見表3)。各配對營，沒有達到規(guī)模經濟效果。同時，也可能由于所樣本間的綜合得分都不顯著，顯著性水平都很低。選取樣本中部分企業(yè)的確通過并購得到長期績效的改善，但另一部分企業(yè)則由于各種原因沒能實表3樣本各年綜合得分配對樣本T檢驗結果現企業(yè)并購之后經營績效的改善，甚至出現下降各樣本績所占情形，從而表現為總體樣本長期經營績效沒有提自由顯著性均值T值效之差為比例高。綜上所述，研究假設H2基本滿足，但網絡型產度水平正的樣本(%) 業(yè)企業(yè)在通過并購擴大企業(yè)規(guī)模后，實現自身的8(2)-5(1 ) 0.0089 -0.161

35、1 123 O. 8723 80 64.52 整合及技術的R&D還需付出更大努力。8(2) 8(0) 0.0279 0.6711 123 O. 5034 62 50.00 8(2)一孫l)0.0090 -O. 2033 123 0.8393 58 46. 77 六、結論與政策含義5(1 )-8(0) 0.0000 0.0000 156 1. 0000 62 39.49 本文基于后危機時代虛擬經濟對實體經濟影8(1)-5 1) 0.0000 0.00) 156 1. 0000 59 37.58 5(0)-8 1) 0.0000 O.儀脅。15611.000080 50.96 響的視角，以

36、信息技術業(yè)為例，分別采用事件研究數據來源:表中數據經作者整理畫己對樣本T檢驗及對各自己對法和因子分析法對網絡型產業(yè)企業(yè)的市場預期并之間進行統(tǒng)計的結果而來。其中，8(2)-5(1)表示并購后第二年購績效及并購后的經營績效進行了測度。實證結并購后第一年自己對;8(2)-8(0)表示并購后第二年并購當果顯示，網絡型產業(yè)中企業(yè)并購事件的公布會引年配對;5(2)5(-1)表示并購后第二年一并購前一年西己對;起市場投資者的提前與滯后反應，中國證券市場5(1)-5(0)表示并購后第一年并購當年配對;8(1)-8(-1) 屬于非半強式有效;以信息技術業(yè)為樣本的各企表示并購后第一年并購前一年配對;S(O)-S(

37、一1)表示并購業(yè)市場預期績效為正，說明技資者對于網絡型企當年并購前一年西己對業(yè)通過并購擴大規(guī)模，增強自身R&D實力與經營并購后第二年的樣本均值較并購后第-年小，各能力，從而實現規(guī)模經濟的正向預期較為顯著;該樣本績效之差的均值為-0.0089，并購后第二年行業(yè)企業(yè)經營績效，從統(tǒng)計顯著性角度并不顯著，的樣本均值較并購當年大，各樣本績效之差的均但績效改善的企業(yè)比例逐年上升，說明該行業(yè)企值為0.0279，并購后第二年的樣本均值較并購前業(yè)可通過并購逐步擴大規(guī)模，但并購后的整合及14 陳福中，陳誠后危機時代規(guī)模經濟對網絡型產業(yè)并購績效的影響一一基于信息技術業(yè)的實證描述3J谷克鑒.后危機時代中國外貿

38、宏觀管理的戰(zhàn)略調整:由于規(guī)模擴大帶來的規(guī)模經濟效應可能需要較長金融經濟語境的實證描述JJ.國際貿易問題，2009，時間才能實現。基于上述研究結論，中國網絡型產(12): 3 -8. 業(yè)企業(yè)要在后危機時代取得更好發(fā)展，其并購與 4 J Bachelier, 1. Theorie de la Speculation J J. Annales de 發(fā)展可進行如下戰(zhàn)略定位:一是規(guī)范證券市場信l Ecole Normale Superiure 1900. 17: 21 -86. 息披露，強化中國證券市場法律法規(guī)建設，引導投5 J Fama, E. The Behavior of Stock Marke

39、t Prices JJ. 資者理性參與市場活動;二是制定網絡型產業(yè)企Joumal of Business, 1965. 38: 34 -105. 業(yè)并購的相關政策，鼓勵企業(yè)通過并購重組擴大6J趙宇龍.會計盈余披露的信息含量一一來自上海股經營規(guī)模，提升競爭能力;三是加強行業(yè)內企業(yè)并市的經驗證據1.經濟研究，1998, (7) : 41 -49. 購后的整合力度，使企業(yè)盡快享有并購后帶來的7 J Arcos, A. ,P. A. de Toledo. An Analysis of the Spanish 規(guī)模經濟效益。Electrical Utility lndustry: Economies of Scale, Techno?logical Progress and Efficiency J J. Energy Economics, 29. 31(3): 473 -48l. 8JFama，且，et al. The Adjustment of Stock Prices to New 注釋:lnformatio