【正文】 ]日均顯著為正，p≤；CAR更顯示出一路上揚的趨勢，自8日起就一直保持顯著為正的情形，％。Si和Cit是期外估計時調整AR進行標準化所用到的數值，Cit和以往的研究結果類似，其值接近于1。R2的均值和中位數接近，；同時，各股收益率和市場指數收益率的相關系數R等于R2的正的平方根，說明市場模型較好地捕捉了各股收益率和市場指數收益率地關系。和R_Squared分別為利用估計期各股收益率和市場指數收益率數據、根據市場模型進行回歸得到的最小二乘回歸參數和回歸式擬和優(yōu)度判定系數R2。實證結果與分析一、并購事件的總樣本 表1 總樣本估計期各參數的匯總統(tǒng)計量變量均值標準偏差N最小值最大值中位數偏度SiaibiR2DWp_DWCit212821282128212821282128129808 129808＝212861，即N等于樣本數和事件日的乘積。符號檢驗z統(tǒng)計量的計算公式如下：；其中，、分別為事件期t日AR0和CAR0的樣本比重。Boehmer，Musumeci和Poulsen(1991)【17】實證模擬的結果也表明這種方法的優(yōu)越性。這種方法通過標準化，考慮了期外估計的影響，修正了事件期異常報酬率方差的計算，放松了估計期殘差的方差等于事件期預測誤差的方差的假設。之所以采用統(tǒng)計量和，是因為標準化橫剖面法在理論上需要滿足的假設與其他常用的統(tǒng)計量設計方法相比最少，只要求單個公司證券的異常報酬率在事件期的橫截面上是相互獨立的 由于各公司并購活動的事件日頗為分散，不太可能存在事件日集中的問題，因此在研究并購活動時這個假設是可以滿足的。而和與和的差異僅在于多了分母，使得數值變大。，T為估計期天數，為市場指數在第i家公司證券事件期第t日的報酬率，為市場指數在第i家公司證券估計期第r日的報酬率，為市場指數在第i家公司證券估計期的簡單平均報酬率。事件期[30,30]內第t日的平均超常收益ARt和T1到T2日之間的累積平均超常收益CART1,T2的計算公式如下：，t=30,…，0，…，＋30，i=某樣本公司，N=樣本公司總數 (1) (2)其中，是運用市場模型、利用估計期[180，31]某公司股票連續(xù)復利報酬率和市場指數連續(xù)復利報酬率數據回歸得到的普通最小二乘法回歸系數；是事件期內第t日第i家公司股票的連續(xù)復利報酬率，該指標選取的是CSMAR系列數據庫中考慮現金紅利的日個股回報率，但由于CSMAR系列數據庫中的日個股回報率為百分比報酬率，需要加以轉換，即=ln(+1)；是事件期內第t日市場指數的連續(xù)復利報酬率，該指標選取的是滬深兩市所有AB股等權平均法下、考慮現金紅利的綜合日市場回報率，由于CSMAR數據庫中的日個股回報率為百分比報酬率，需要加以轉換，即=ln(+1)。作為同期應有收益的參考標準，E(R)通常采用市場模型法(風險調整模型中最常用的一種)、均值調整法和市場調整法進行估計。超常收益AR的計算如下：AR=RE(R)其中，計算R時采用的是復利收益率。但若要做深入的研究，還是主要采用半強式檢驗的方法。通常計算的指標有超常收益(abnormal return, AR)和累計超常收益(accumulated abnormal return, CAR)。研究方法一、事件研究法及AR與CAR的計算——利用市場模型本文的研究選擇事件研究法進行相關的研究。(5)在以并購總體活動為研究對象時，同一公司同一日發(fā)生的多起并購重組事項視為一起事項?？紤]周末時間，連續(xù)30天的交易日實際時間跨度長達42天(30247。為減弱其他重大事件對股票價格的影響，同一公司在其某次并購公告的事件期內不得發(fā)生其他并購活動以及其他可能影響股價變動的重大事件(如分紅、配股、送股、公布年報)，否則從樣本中剔除。這樣做的目的是為了盡量準確地捕捉到并購事件的全面影響，也是為了排除極端情況樣本對研究結果的干擾。在 [0，30]窗口內間隔的天數之和也不得超過10天，且[0，1]之間的時間間隔應當根據標準(2)進行了調整。但是，這樣的界定會導致數據損失近半數，且之后的進一步篩選和分類討論將難以展開，或者可能存在選樣偏誤的問題。事件期內要求盡量有連續(xù)的交易數據。(3)事件期與估計期的選擇。具體說來，因整個市場休市導致事件日調整的，事件日順延調整為首次公告發(fā)布日后發(fā)生交易的第一天；因公司本身停牌或暫停上市等原因導致事件日調整的，事件日至多只能向后順延調整2天，若仍然取不到數據的，則將該樣本刪除。如遇到周末和假期以致整個市場停市或者由于公司發(fā)布并購等重大公告暫時停牌等情形，首次公告日當天無法取得交易數據。這是因為同一并購事件如果先后有數次公告的，以后公告的信息含量不如首次公告，故不納入樣本。事件日的準確認定直接影響到研究結果和結論，是事件研究法的首要環(huán)節(jié)。因此，文中以CSMAR兼并收購數據庫中1998～2003年發(fā)生的并購交易為樣本，按照公告的內容進行分類，滿足以下標準的并購活動作為樣本，不滿足的則剔除。但由于CSMAR財務年報數據庫中只提供1997～1999年期末資產數據，因此1998～1999年的期初資產數據采用的是1997~1998年期末資產數據。(4)為進行分類研究，本文還收集了CSMAR兼并收購數據庫中的并購活動并購類型、行業(yè)、交易總價、交易支付方式、股權結構、關聯交易性質、同屬管轄性質和CSMAR財務年報數據庫中并購活動年度期初資產等相關數據。(2)1998～2003年中國上市公司并購活動公告日前180個交易日到公告日后30個交易日的綜合日市場回報率，具體選擇的回報率類型為根據滬深兩市所有A、B股的考慮現金紅利的日個股回報率，用等權平均法求得的市場回報率記為Rmt。因而實證研究時一般要將之轉變?yōu)榘凑諏?復利收益率，即R=ln(Pt/Pt1)。 數據庫中通常提供的回報率是按照普通/算術收益率的計算公式得到的，即R=Pt/Pt11。本文從上述數據庫中收集整理出以下數據：(1)1998～2003年中國上市公司并購活動公告日前180個交易日到公告日后30個交易日的日個股回報率Rit(i表示第i家樣本公司，t表示估計期和事件期內的第t日，即t=180，99，……，30)。本文在克服上述缺陷的基礎上，對1998年至2003年間我國發(fā)生的并購事件進行系統(tǒng)研究，利用事件研究法考察各類公司股東短期財富效應的變化。(2)大多數研究樣本量不足，或者時間跨度較短，原因在于我國資本市場的發(fā)展時間較短從而數據難以取得，以及數據處理存在困難。張新(2003) 【16】分別采用事件研究法和會計研究法研究1993~2002年中國上市公司1216起并購重組事件，%，%。李善民等(2002) 【15】對1999～2000年滬深兩市349起并購事件進行實證研究，發(fā)現并購能給收購公司的股東帶來顯著的財富增加，而對目標公司股東財富的影響不顯著。洪錫熙、沈藝峰(2001) 【13】對申華實業(yè)1996年9月6日至1997年1月23日期間發(fā)生的8次因二級市場股票被收購而發(fā)布的并購公告進行實證研究，發(fā)現作為目標公司的申華實業(yè)僅在第一次被收購公告前30日內可以獲得顯著為正的累計超常收益，在其他事件窗內的股價反應并不一致，我們據此認為，在我國當時的市場條件下，二級市場收購不能給目標公司股東帶來收益，這與西方控制權市場的主流觀點不符。余光、楊榮(2000) 【11】選擇上證、深證交易所19931995年上市公司發(fā)生的并購事件，研究發(fā)現目標公司的股東可以在并購中獲得正的累積超常收益，股東財富有顯著增長，而并購公司的股東難以在并購活動中獲利，其財富基本維持不變。陳信元、張?zhí)镉?1999) 【10】 認為中國證券市場已經達到弱式有效，所以采用事件研究法考察短時間窗內股價對并購信息的反應。Bruner(200