機構投資人交易與主併公司購併宣告效果之關聯 - 政大學術集成

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(1)國立政治大學財務管理研究所碩士論文. 政治大機構投資人交易與主併公司購併宣告效果之關聯. 立. Merger and Acquisition. ‧. ‧ 國. 學. Institutional Trading and Announcement Effect of. n. er. io. sit. y. Nat. al. Ch. engchi. i Un. v. 指導教授：吳啟銘博士研究生：惠. 珉. 中華民國一百零三年一月.

(2) 謝辭論文能夠如期完成，首先要感謝指導教授吳啟銘老師的教導，在每次討論時給予建議，使我在研究過程中獲益良多，也謝謝口試委員的意見，促使研究能更臻完善，更謝謝助教的協助，使我得以順利進行口試。轉眼在政大就待了五年半，無論是校園的建築、商院的狗，或永遠下不停的雨，都從陌生到熟悉。一直都沒有後悔選擇政大財管系，遇到很多很棒的老師，也結識很多朋友，包括閨中密友阿柔、鳳鳳、公關股以及所有同窗，在我遇到困難時總是毫不猶豫幫忙還有支持。除此之外，謝謝實習主管總是讓我以課業為先，順利在半. 政治大. 工半讀下完成學業，以及相識甚久的小米，謝謝你們讓我有美好的回憶。. 立. 在研究所及完成論文的過程中，特別要謝謝 PY 和 Lubon 的激勵使我沒有放棄. ‧ 國. 學. 提早畢業的目標；謝謝球王的 SAS 速成班，讓我從一竅不通到熟練地使用 code 整理資料；謝謝初初的資料庫資源相挺；謝謝洪大 VBA 協助；還有幾乎每次都同組. ‧. 的潘大，不論是課業、工作、閒聊，都謝謝你的分享；也謝謝 Chi、App、Rhoda、. Nat. sit. y. 卉亭、翁淇淇等所有政大財管碩班 101 級的同學在研究室的陪伴，雖然因為各位都. n. al. er. io. 太優秀，導致壓力來源不斷，但能遇到你們是如此幸運；其他還有無論是五年一貫. i Un. v. 修課時討論，或是貓空難忘的聊天時光，都謝謝 100 級學長姐的照顧。. Ch. engchi. 最後最重要的，要將這篇論文獻給一直在背後支持我的所有家人、親戚們，對你們的愛與感謝絕對是重量級的。我總算能夠理解，為什麼各式頒獎典禮上映時，得獎者總是如此激動地感謝家人，真的非常謝謝你們總是給我無比的信心和勇氣，包容我偶爾不穩定的情緒，常常關心我是否會凍著、餓著，這一切幸福都會永遠點滴在心頭。礙於篇幅真的太有限，僅在這裡再次衷心感謝周遭所有的人、事、物，因為有你們，才有今天的我。惠珉謹誌 2014.01.21 于政大財管所 i.

(3) 摘要隨著經濟走向自由化、國際化，且台灣亦公布企業購併法後，合併及收購等外部成長模式逐漸受到重視，而台灣證券交易市場目前資本來源比重也與過去以散戶為大宗的情況有別，近年來機構投資人交易扮演重要的角色，故本論文希冀探討機構投資人交易與台灣上市主併公司購併宣告效果的關聯。本論文以台灣購併案件為探討對象，排除金融業相關案件，取樣自 2003 年至 2012 年間宣布購併的交易案件，以三大法人（外資法人、投信公司、證券自營商）為機構投資人代表，並且採用其每日買（賣）超股數占總流通股數比例做為交易指. 政治大. 標，分別以市場模型及市場指數調整模型計算累積異常報酬率，探討機構投資人交. 立. 易是否隱含對投資標的經營團隊品質的認證價值，進而反應在主併公司在（-1,+1）、. ‧ 國. 學. （-2,+2）、（-3,+3）事件窗口下之購併宣告效果。. 實證結果主要有以下幾點發現：首先，本研究發現三大法人累積淨買（賣）超. ‧. 與主併公司購併宣告累積異常報酬率在即期事件窗口（-1,+1）及（-2,+2）下均呈現. y. Nat. io. sit. 顯著正向關係；第二，獲得三大法人累積淨買超之主併公司之購併宣告累積異常報. n. al. er. 酬率在（-1,+1）期間顯著高於三大法人累積淨賣超之主併公司，顯示機構投資人交. Ch. i Un. v. 易對主併公司經營團隊有品質認證價值；第三，三大法人中外資法人累積淨買（賣）. engchi. 超與主併公司購併宣告效果有顯著正向影響，而投信公司、證券自營商則與主併公司購併宣告後累積異常報酬率無顯著關係。. ii.

(4) Abstract This study investigates the relationship between institutional trading and the announcement effect of merger and acquisition. The research is based on acquiring firms listed in Taiwan which announced merger and acquisition between 2003 and 2012. We use cumulative net buying of three representative institutional investors including foreign institutions, mutual funds, and brokers to examine acquirer’s short-run stock performance around the announcement of merger and acquisition. First, the results indicate that cumulative net buying of total institutional investors is positively related to the short-run. 政治大. stock performance of acquirers. Second, acquirers with increase in institutional holdings. 立. prior to the merger and acquisition have better short-run stock performance than acquirers. ‧ 國. 學. with decrease in institutional holdings. Third, the relationship between cumulative net buying of foreign institutions and the announcement effect of acquirers is significantly. ‧. Nat. er. io. sit. relationship with the short-run stock performance of acquirers.. y. positive while cumulative net buying of mutual funds or brokers has no significant. al. n. iv n C h e n Merger Keywords: Institutional Investors; Trading; g c h iandUAcquisitions; Event Study. iii.

(5) 目錄第一章. 緒論 ....................................................................................................................... 1. 第一節研究背景及動機 .............................................................................................. 1 第二節研究目的與貢獻 .............................................................................................. 5 第三節研究架構 .......................................................................................................... 6 第二章. 文獻回顧及假說推導 ........................................................................................... 7. 第一節企業購併與股東財富 ...................................................................................... 7. 政治大研究設計 ............................................................................................................. 15 立. 第二節機構投資人與企業購併 ................................................................................ 11. 學. ‧ 國. 第三章. 第一節資料來源 ........................................................................................................ 15 第二節樣本選取標準 ................................................................................................ 16. ‧. 第三節事件研究法 .................................................................................................... 18. y. Nat. sit. 第四節複迴歸分析 .................................................................................................... 21. n. al. er. io. 第五節變數定義 ........................................................................................................ 22 第四章. Ch. i Un. v. 實證結果分析 ..................................................................................................... 29. engchi. 第一節累積異常報酬率統計檢定分析 .................................................................... 29 第二節複迴歸結果分析 ............................................................................................ 30 第五章. 結論與建議 ......................................................................................................... 38. 第一節研究結論 ........................................................................................................ 38 第二節研究限制 ........................................................................................................ 39 第三節後續研究建議 ................................................................................................ 39 參考文獻 ............................................................................................................................. 41 附表 ..................................................................................................................................... 45 iv.

(6) 圖目錄圖 1：研究架構圖 ............................................................................................................... 6 圖 2：事件研究法示意圖 ................................................................................................. 20. 表目錄表 1：企業購併案件數量統計表 ....................................................................................... 2 表 2：企業購併案件金額統計表 ....................................................................................... 3. 政治大. 表 3：企業購併案件樣本篩選 ......................................................................................... 17. 立. 表 4：購併案件樣本數量、交易完成與否、及支付方式分配表 ................................. 17. ‧ 國. 學. 表 5：跨國購併數量、產業相關購併、被併公司特性分配表 ..................................... 18 表 6：累積異常報酬率檢定 ............................................................................................. 29. ‧. 表 7：三大法人合計累積淨買超或淨賣超之主併公司宣告購併累積異常報酬差異 . 30. y. Nat. sit. 表 8：事件窗口（-1, +1）主併公司購併宣告效果........................................................ 33. n. al. er. io. 表 9：事件窗口（-2, +2）主併公司購併宣告效果........................................................ 35. i Un. v. 表 10：事件窗口（-3, +3）主併公司購併宣告效果...................................................... 36. Ch. engchi. 表 11：三大法人合計累積淨（買）賣超虛擬變數與主併公司購併宣告效果 ........... 37. v.

(7) 第一章第一節. 緒論. 研究背景及動機. 企業目的乃為股東創造最大財富價值，追求永續經營，在瞬息萬變的環境中，如何維持競爭優勢一直是企業經營上重要的議題。企業為了保持經營穩定性及獲利能力，須不斷追求成長及存續方式，其中成長模式主要分為兩種：第一，企業可以採取「內部成長」模式，亦即透過本身資本預算決策決定投資專案，經由增加投資、擴大產能，促使企業規模及獲利能夠穩定成長；另一方面，企業亦可考慮採取「外部成長」模式，藉由合併、收購等方式取得外部資源，整合後使資源有效配置使用，進而提高企業價值。. 立. 政治大. 隨著經濟走向自由化、國際化的趨勢確立，無論是有形資產如商品、服務、以. ‧ 國. 學. 及資本，抑或無形資產如人才、技術、專利等，現在均得以在不同市場間流動，各國企業身處在全球競爭的時代，外部成長模式也逐漸受到重視。企業購併活動起源. ‧. 於二十世紀初期的美國，在二十世紀末已在歐美等各國發展， Martynova and. y. Nat. sit. Renneboog (2008)認為自 1900 年代開始，至 1920 年代、1960 年代、1980 年代及 1990. n. al. er. io. 年代更有五次購併浪潮，前後經歷水平合併、垂直整合、多角化合併、財務動機融. i Un. v. 資決策（如經營團隊融資買下）及策略性購併等，再再突顯出購併對企業經營的重要性。. Ch. engchi. 而在二十一世紀經濟全球化步伐加快後，購併也不僅是已開發市場的企業活動，開發中市場也紛紛成為全球購併活動的要角之一，以台灣為例，政府自 2002 年 2 月 6 日公布企業購併法，並於 2004 年 5 月 5 日首次修正，規範包括企業合併、收購、股份轉換及分割交易。表 1、表 2 分別統計台灣於 2002 年至 2012 年企業購併案件數及金額，顯示台灣企業購併活動日益活絡，購併相關交易總件數自每年 20～50 件，成長至平均每年接近 200 件的水準，此外，最近十年來這些購併、分割交易累積總金額也已超過新台幣 8,700 億元。鑒於經濟環境變遷迅速，企業進行購併之類型與態樣日趨多元，台灣行政院會更於 2013 年 11 月下旬通過由經濟部提出之「企 1.

(8) 業購併法」修正草案，將依簡化購併程序、增加購併彈性、購併對價選擇多元化、保障投資人及刪除不合時宜規定等多個方向進行重新衡量修法，可見在台灣無論是企業本身或是政府部門都越來越看重購併活動。表 1：企業購併案件數量統計表(單位：件數) 合併 36 12 162 196 181 173 180 156 151 139 137 1,523. ‧ 國. 立. 收購 5 7 12 10 2 2 2 1 1 1 3 46. 股份轉換 9 1 11 10 3 3 5 4 4 7 12 69. 政治大. 分割 0 0 33 29 17 19 29 24 33 44 34 262. 合計 50 20 218 245 203 197 216 185 189 191 186 1,900. ‧. 資料來源：經濟部商業司，統計區間：2002 年至 2012 年。. 學. 年度 2002 2003 2004 2005 2006 2007 2008 2009 2010 2011 2012 合計. 註：購併案件類別按照台灣企業購併法定義。. Nat. sit. y. 1. 合併：指依本法或其他法律規定參與之公司全部消滅，由新成立之公司概括承受消滅公司之全部權利義務；或參與之其中一公司存續，由存續公司概括承受消滅公司之全部權利義. io. er. 務，並以存續或新設公司之股份、或其他公司之股份、現金或其他財產作為對價之行為。. al. n. iv n C 他公司之股份、營業或財產，並以股份、現金或其他財產作為對價之行為。 hengchi U 3. 股份轉換：指公司經股東會決議，讓與全部已發行股份予他公司作為對價，以繳足公司股. 2. 收購：指公司依本法、公司法、證券交易法、金融機構合併法或金融控股公司法規定取得. 東承購他公司所發行之新股或發起設立所需之股款之行為。 4. 分割：指公司依本法或其他法律規定將其得獨立營運之一部或全部之營業讓與既存或新設之他公司，作為既存公司或新設公司發行新股予該公司或該公司股東對價之行為。. 然而，儘管購併成為企業經營常用的策略，股東對於企業購併是否真的能為股東創造財富的看法卻不盡相同，主併公司在宣布購併後股價反應不一，過去 Moeller, Schlingemann et al. (2005)實證發現主併公司宣告購併後累積異常報酬呈現負向，然也有學者如 Asquith, Bruner et al. (1983)則認為購併對主併股東而言不一定不利，若以台灣上市公司為例，有部分學者如蕭惠元(1996), 孫梅瑞(2000), 洪宏達(2003)發現購併後主併公司有正向報酬，少數學者如洪麗惠(1995)則發現負向報酬。 2.

(9) 表 2：企業購併案件金額統計表(單位：新台幣億元) 年度 2002 2003 2004 2005 2006 2007 2008 2009 2010 2011 2012 合計. 合併 254.4 38.0 330.0 365.4 1,188.0 827.6 190.0 275.0 421.5 125.5 284.0 4,299.4. 收購 18.7 35.6 27.3 7.6 1.9 6.4 0.0 0.0 0.4 0.0 6.5 104.4. 股份轉換 391.4 55.5 176.0 139.8 8.8 11.7 989.7 20.8 88.4 837.0 15.1 2,734.2. 分割 0.0 0.0 192.0 127.4 66.3 117.1 299.3 48.4 288.9 250.6 230.4 1,620.4. 政治大註：購併案件類別按照台灣企業購併法定義，如表 1 附註。立. 合計 664.5 129.1 725.3 640.2 1,265.0 962.8 1,479.0 344.2 799.2 1,213.1 536.0 8,758.4. 資料來源：經濟部商業司，統計區間：2002 年至 2012 年。. ‧ 國. 學. 原先 Modigliani and Miller (1958)認為在市場完美假設下企業應根據專案淨現值 (NPV)衡量投資決策，若淨現值大於零，代表執行專案公司價值可望提升，應該選. ‧. 擇投資，反之小於零則不應投資。然現今市場可能非完全效率，決策者也非完全理. y. Nat. sit. 性，研究顯示出企業可能會因各式原因產生投資行為的偏誤，而造成市場非完全效. n. al. er. io. 率的原因中，最引人關注的為資訊不對稱及 Jensen and Meckling (1976), Stein (2003) 提出的代理問題。. Ch. engchi. i Un. v. 與一般個人投資人有所區別，「法人」，又稱機構投資人，掌握鉅額資金與充足資源，旗下擁有具備專業知能的分析師及投資團隊，得以對投資標的進行實地查核，也會定期拜訪企業經理階層，減輕資訊不對稱，遂能夠更有效率且準確地蒐集資訊與研究分析，因此無論從規模經濟或專業素養來說，機構投資人相較下會比一般投資人更有機會尋找到基本面、價值面具投資吸引力的投資標的，隱含機構投資人持股比例較高的企業，其股價可望較具資訊內涵(Szewczyk, Tsetsekos et al. ,1992)，乃為資訊效果假說（Information Effect Hypothesis）。目前台灣證券市場上機構投資人投資比例增加，交易金額占整體市場交易比例變大，因機構投資人又擁有龐大資金，往往是鉅額交易，根據台灣證券交易所公布 3.

(10) 之上市公司資本來源，自 2004 年以來機構投資人交易比重總計每年均超過 50%，台灣證券交易所亦於網站公布自 2000 年 3 月起的每日三大法人交易金額統計表，尤其在政府於 2003 年取消外國專業投資機構（Qualified Foreign Investment Institution, QFII）在台投資上限後，外資法人、投信公司、及證券自營商等三大法人動向更為大眾矚目的焦點。且針對機構投資人對股價報酬的影響，過去許多學者提出不同假說，包括 1986 年 Shleifer 曾提及因個別股票具獨特性，有個別供需，機構投資人鉅額交易就容易造成個別股票供需變動，進而造成股價變動，可稱價格壓力與拉力假說（Price Pressure and Pull Hypothesis）；此外鉅額交易也可能導致股票流動性增加或減少，因. 政治大. 此流動性效果假說（Liquidity Effect Hypothesis）也是機構投資人影響股價的一種方. 立. 式；而 1972 年 Kraus 則提出機構投資人有從眾交易行為，機構投資人同時買（賣）. ‧ 國. 學. 同一股票會造成股價有明顯波動，又稱平行交易假說（Parallel Trading Hypothesis）。. ‧. 上述假說都顯示機構投資人在證券市場中有其重要性，陳彥豪(2002)曾針對台灣. y. Nat. 上市電子股的研究顯示，無論是外資法人或投信，其持股比例較高以及買超的投資. er. io. sit. 組合就中長期的投資績效而言顯著優於代表整體市場的加權指數報酬率，表示三大法人持股、買（賣）超的公開資訊對市場一般投資人具有不錯的參考價值，本論文. n. al. ni Ch 也將以三大法人為主要研究的對象。 U engchi. v. 惟綜觀國內文獻，過去學者主要探討機構投資人持股與公司治理、績效關係，. 少有研究直接分析機構投資人交易對購併活動宣告效果是否有影響，故隨著購併活動在台灣日益發展，而機構投資人又在台灣證券市場占有一席之地，本研究將著重探討機構投資人累積淨買（賣）超是否釋放出其對公司經營團隊、投資決策正面（負面）展望之訊號，探討主併公司宣告購併後的累積異常報酬。. 4.

(11) 第二節. 研究目的與貢獻. 本研究主要欲探討機構投資人累積淨買（賣）超與主併公司購併宣告效果關聯，首先將瞭解台灣上市企業之主併公司宣告購併後股價反應，進而探討機構投資人與主併公司購併宣告效果關聯，以機構投資人淨買（賣）超是否隱含對公司經營團隊、投資決策正面或負面展望為主要議題，來觀察購併宣告後累積異常報酬率，而本研究除了從三大法人合計累積淨買（賣）超探討之外，亦將針對外資法人、投信公司、以及證券自營商等三大法人之個別累積淨買（賣）超進行分析： (一) 台灣上市之主併公司執行購併宣告效果：. 政治大三大法人累積淨買（賣）超與主併公司宣告購併之累積異常報酬率關聯：立  購併宣告後之事件期內是否產生為正向的累積異常報酬率。. (二). ‧ 國. 學.  三大法人累積淨買（賣）超與主併公司購併宣告效果為正（負）向關係。  三大法人累積淨買超之主併公司是否有較佳的累積異常報酬。. ‧. (三) 外資法人、投信公司、與證券自營商累積淨買（賣）超分別對主併公司購併宣. sit. y. Nat. 告效果之影響：. n. al. er. io.  三大法人各自累積淨買（賣）超對主併公司購併宣告效果之關聯性。. v. 藉由探討上述議題，可望進一步了解機構投資人對台灣證券交易市場影響，過. Ch. engchi. i Un. 去學者探討機構投資人對企業投資或融資等決策影響，多以機構投資人持股比例出發，屬靜態比較，然而此做法受限於機構投資人持股比例多為季資料，資料取樣有所落後，亦與事件日無法有效搭配，本文遂以機構投資人累積淨買（賣）超做為變數，有較完整的日資料採樣分析，也更趨向於機構投資人持股比例變化的動態衡量。經實證研究後，發現機構投資人對台灣上市公司經營團隊有品質認證價值，三大法人淨買（賣）超對於台灣上市公司購併宣告效果有顯著的正向關係；且尤其以外資機構投資人淨買（賣）超對台灣上市公司購併宣告效果關聯最為顯著；此外若將獲得三大法人淨買超之台灣上市公司與遭到淨賣超之樣本做比較，更發現獲得三大法人淨買超之台灣上市公司購併宣告效果顯著高於遭到淨賣超之公司。 5.

(12) 第三節. 研究架構. 本論文確立研究主題與目的後，首先將探討國內、外相關文獻，包含購併宣告效果及機構投資人角色等。同時將蒐集樣本資料，以台灣在 2003 年到 2012 年間曾宣告購併之上市主併公司為研究對象，篩選研究樣本。接著設定研究假說，設計研究方法及相關變數，再進行實證研究。實證研究部分將採用事件研究法，以台灣上市主併公司宣告購併的累積異常報酬率做為探討指標，並進行統計檢定，衡量企業宣告購併後對主併公司股價報酬率影響。接著再以累積異常報酬率為被解釋變數，與機構投資人淨買（賣）超等參數做. 政治大後，則將總結實證結果並提出未來研究方向的建議。本論文研究流程如圖 1 所示：立複迴歸分析，以研究相關變數對於主併公司宣告購併的累積異常報酬率之影響；最. 學. ‧ 國. 圖 1：研究架構圖. 研究動機. ‧. 研究主題. Nat. er. io. sit. y. 文獻回顧假說推導. n. a研究方法 iv l C n 研究設計 hengchi U 資料蒐集. 市場模型異常報酬檢定市場指數調整模型複迴歸分析. 結論與建議 6.

(13) 第二章第一節. 文獻回顧及假說推導. 企業購併與股東財富. 企業目的乃為股東創造最大財富價值，因此針對企業進行購併，首要探究的即為購併是否能夠為主併、被併公司帶來價值，又市場對此投資活動的預期是否反映在股價，此部分多以在購併宣告事件期之累積異常報酬率做為衡量指標，並分析哪些將是影響累積異常報酬率的因素。. 一、. 主併公司購併宣告效果. 政治大報酬率是正向或負向反應則亦未有統一趨勢。以美國為樣本的文獻多顯示主併公司立在歷史的研究中，主併公司宣告購併後，投資人對其看法不盡相同，累積異常. ‧ 國. 學. 宣告購併後累積異常報酬率為負，例如 Andrade, Mitchell et al. (2001)以美國 1973 年至 1998 年公開上市公司之間購併案件為樣本，研究發現主併公司宣告購併在 3 日事. ‧. 件窗口（-1, +1）有顯著負向累積異常報酬，之後 Cai and Vijh (2007)以 1993 年到 2001. Nat. sit. y. 年美國購併案件為樣本的研究也發現主併公司在購併宣告前 1 個交易日到宣告後 1. n. al. er. io. 個交易日期間，累積異常報酬為-3%，且達 1%顯著水準。. i Un. v. 部分論文實證結果則發現主併公司在宣布購併後股價有正向反應，例如 Jensen. Ch. engchi. and Ruback (1983)整理七篇過去文獻，涵蓋以 1958 年至 1981 年間美國購併案為樣本，發現主併公司在購併宣告期間有正向累積異常報酬，Jensen (1988)也發表購併不只是資產重分配而已，可望基於經濟效率增強而確實產生綜效，因此對主、被併雙方有價值創造，進而使主併、被併公司宣告購併後累積異常報酬均為正向。又之後 Jarrell and Poulsen (1989)以 1962 年至 1985 年宣告之美國公司進行公開收購（Tender offer）樣本進行分析，發現以整體期間來看，主併公司在宣告日前 10 個交易日至宣告日後 5 個交易日，及宣告日前 10 天至宣告日後 20 天之間的累積異常報酬率約為 1~2%，但未達顯著標準，再拆解成 1960 年代、1970 年代及 1980 年代三個期間來看，則特別值得注意的是在 1960 年代主併公司平均累積異常報酬可達 7.

(14) 4~5%，顯示可能受到購併浪潮的影響；另 Loderer and Martin (1990)也再次發現主併公司在購併宣告期間有顯著的正向累積異常報酬。除了美國樣本以外，以歐洲購併案件為樣本的文獻也顯示出主併公司在購併宣告效果上的不一致性，Goergen and Renneboog (2004)以 1990 年代英國購併案件為樣本，發現在購併宣告日前 2 個交易日至宣告後 2 個交易日期間，主併公司累積平均異常報酬率顯著大於零，然而 Conn, Cosh et al. (2005)乃以 1985 年至 1996 年間公開上市歐洲企業購併交易為樣本，就發現主併公司在 3 日事件窗口下其累積異常報酬率為負。上述為國外實證，若探討國內實證文獻，多數學者均發現台灣上市公司宣告購. 政治大. 併在短期事件窗口下，主併公司累積異常報酬率為正向。例如蕭惠元(1996)以台灣. 立. 1978 年至 1994 年間從事購併的上市公司為樣本，利用市場模型（Market Model）計. ‧ 國. 學. 算累積平均異常報酬率並觀察其走勢，實證結果顯示整體而言市場投資人對台灣企. ‧. 業購併宣告持正向態度，累積平均異常報酬率顯著大於零，且甚至可持續 30 日。之. y. Nat. 後也有謝惠貞(1997)以 1987 年至 1996 年間台灣購併案件為樣本，發現主併公司享. er. io. sit. 有正向股價報酬，惟未達顯著水準。另孫梅瑞(2000)同樣以國內上市公司從事購併活動進行事件研究及統計檢定，並分別使用一般最小平方法（OLS）、在有異質變異. al. n. iv n C 效果下使用一般化自身迴歸異質條件變異數法（GARCH）等估計市場模型參數，最 hengchi U. 後和前述學者發現之結果相似，國內上市公司可從購併活動中獲得市場綜效，國內上市公司購併宣告對股票報酬有顯著正向效果。相較下僅有少數學者如洪麗惠 (1995)、鄭至宏(1995)發現台灣公司進行購併時宣告效果為負向。從上述文獻可以看到主併公司購併宣告後累積異常報酬率表現不一，視購併案件取樣國家、期間等不同而結果會有所差異，因此更多學者分別分析購併企業的公司特性、或購併交易特性的差異，來檢視這些公司或交易特性與購併宣告效果之間的關聯。. 8.

(15) 二、. 公司特性與購併績效關聯. 公司特性包含如公司規模大小、被併公司是否為公開上市公司、公司現金流量、控制股東擔任董事之席次比例等。就公司規模對購併績效影響而言， Moeller, Schlingemann et al. (2004)曾以 1980 年至 2001 年間美國購併案件為樣本，研究已控制融資方式，仍發現無論被併公司為公開上市或未公開上市企業，均可發現規模較小的主併公司其購在宣告日前 1 個交易日到宣告日後 1 個交易日間累積異常報酬報酬十分顯著地優於規模較大的主併公司，平均高出 2.32%，且此差異在經過控制公司特性、交易特性之後的測試後仍然存在。. 政治大以 1998 年至 1992 年間購併案件為樣本，為少數不限於使用美國樣本的文獻，首先立. Capron and Shen (2007)則探討主併公司購併上市公司與私人企業之間的差異，. ‧ 國. 學. 發現若主併公司是要購併產業相關的標的時，傾向於購併該產業中非公開上市的公司，其次結論發現當主併公司購併目標為未公開上市公司時，累積異常報酬率顯著. ‧. 高於購併公開上市公司，而探討主併公司購併非公開上市公司累積異常報酬率顯著. sit. y. Nat. 正向反應的箇中原因，過去也有學者 Koeplin, Sarin et al. (2000)指出是因為主併公司. n. al. er. io. 在購併未公開上市公司可以相對享有較高的折價。. v. 又 Harford (1999)發現公司若有過多現金，可能會進行價值破壞的購併活動，也. Ch. engchi. i Un. 隱含有代理問題，亦即公司自由現金多寡與購併宣告效果有負向關係。亦有學者 Lang, Stulz et al. (1991)利用現金流量及公司市場價值對其資產重置成本的比率（Tobin’s q）將公司分類，研究結果發現已完成的公開收購案例中，若公司為低 Tobin’s q 比率則主併公司現金流與購併宣告效果呈現負向關係。在公司特性部分，尚有呂佳玲、林基煌(2008)分析控制股東擔任董事之席次比例對購併宣告效果影響，當控制股東擔任董監事之席次比例愈高時，控制股東為了方便移轉公司資源，會派任家族成員擔任董事，使公司的監督機制受到影響，故控制股東擔任董事之席次比例與購併績效間有顯著負相關；又當控制股東擁有較多的超額持股時，控制股東的利益與公司趨於一致，即當存在正的誘因效果時，控制股 9.

(16) 東所擁有的超額持股比率與購併績效間有顯著正相關；反之，當存在負的侵占效果時，控制股東股份控制權、盈餘分配權及席次控制權三者間的偏離程度與購併績效間有顯著負相關。. 三、. 交易特性與購併績效關聯. 購併交易特性則包含如支付工具、多角化、跨國購併、有無專家出具意見報告等等。其中支付方式主要可以分為現金收購與股權交換兩種，Martin (1996)認為公司選擇支付工具的考量，包括主併公司購併有較高成長機會的被併公司時會傾向選用換股方式交易；當內部經理人持股比例較低或較高時都會傾向以股票支付，因其. 政治大. 較不需擔憂面臨控制權被稀釋的問題。歷史中許多學者如 Wansley, Lane et al. (1983),. 立. Chang (1998)皆同意購併交易選擇支付方式不同，對宣告效果有所影響，文獻指出. ‧ 國. 學. 完全以股權交換方式支付的主併公司，購併的累積異常報酬率顯著為負向，與全現金支付的累積異常報酬率有顯著差異，此也和 Travlos (1987)訊號理論提到若公司以. ‧. 股票支付則可能隱含公司股票有高估的現象一致。而在產業相關程度方面，國外學. y. Nat. io. sit. 者 Megginson, Morgan et al. (2004)以 1977 年至 1996 年間購併案為樣本，研究指出. n. al. er. 公司進行多角化購併則三年後主併公司價值有所損失，而若公司購併活動使產業集. Ch. i Un. v. 中程度持平或提升，購併公司有不顯著的正向績效表現。. engchi. 至於在購併案為國內購併或跨國購併的差異方面，Mantecon (2009)採用 75 個國家樣本，取樣期間為 1985 年至 2005 年，針對主併公司在購併宣告前一個交易日至購併宣告後一個交易日的事件窗口累積異常報酬進行分析，研究顯示跨國購併交易的累積異常報酬低於國內購併交易。最後再以專家是否有出具意見進行探討，Kisgen and Song (2009)發現如果主併公司有出具專家意見，則購併溢價會降低，然而出具專家意見的主併公司購併宣告效果會低於無出具專家意見的主併公司，因市場認為出具意見之專家可能與主併公司有商業往來，未必從股東利益角度出發，因此對專家意見品質存疑。. 10.

(17) 第二節. 機構投資人與企業購併. 機構投資人包括政府機構、金融機構、公司法人、外國機構及信託機構等，其擁有規模上的優勢，挾帶鉅額資金進行交易，而又擁有專業的團隊可以研究分析投資標的，與一般個人投資人個別持股比例低，較難以集結資源監督公司，以及在專業知識上恐有所欠缺不同，因此機構投資人是否能蒐集較多資訊，對企業決策產生影響力是過去研究探討的重點之一，機構投資人交易是否影響股票報酬率也是探討的重點，而當企業購併時，機構投資人又扮演什麼樣的角色，亦是值得討論的議題。. 一、. 機構投資人角色. 治政大過去探討機構投資人角色，及交易是否影響股票報酬率有以下研究。首先，在立. 資訊取得優勢上，機構投資人因資金龐大，也更需慎選投資標的，Badrinath, Kale et. ‧ 國. 學. al.. (1995)研究結果證實機構投資人因有豐沛資源，遂可以較早分析資訊，因此機. ‧. 構投資人持股比例高的企業其股價報酬有領先機構投資人持股比例低的企業的現象；. sit. y. Nat. 如前面章節亦曾提及的，Szewczyk, Tsetsekos et al. (1992)同樣認為機構投資人有資. io. er. 訊取得優勢，故相較下會比一般投資人更有機會尋找到基本面、價值面具投資吸引. al. 力的投資標的，隱含機構投資人持股比例較高的企業，其股價可望較具資訊內涵。. n. iv n C 其次，關於哪種類型之股東能夠監督企業，Grossman and Hart (1980)在文獻曾 hengchi U. 提及，考量到監督企業亦須相當高的成本，因此只有機構投資人有能力研究觀察，使監督活動有效率地進行，進而確實達到監督效益，另學者也指出大股東股權集中時可發揮較大的監督效果，經理人較會執行最大化股東價值的決策，意即大股東持股比例與公司價值呈現正向關係；然而機構投資人是否真的監督企業，過去研究上見解不完全相同，Kahn and Winton (1998)、Parrino, Sias et al. (2003)表示機構投資人會在單純交易及執行監督之間權衡，若機構投資人認為企業表現不如預期，可能會直接出售持股，而非透過監督機制使企業經營績效好轉。因此 Almazan, Hartzell et al. (2005)也進一步認為應該將機構投資人分成兩類， 11.

(18) 再來探討其是否有監督效果，第一類為積極型機構投資人（Active），旗下擁有較多有專業財務分析技能的專家，且投資較不受法規限制，與標的公司未有太多商業往來，例如投資顧問及投資管理公司；第二類則為消極型機構投資人（Passive），包括銀行及保險公司等，學者發現當標的公司流動性較低時，取得資訊成本相對較高，另發現積極型機構投資監督成本相對較低。. 二、. 機構投資人與股票報酬率. 在機構投資人交易與股價波動的關聯性方面，Malkiel and Fama (1970)認為在沒有交易成本、無課稅、資訊取得不需成本且市場完全競爭的效率市場下，股價可以. 政治大. 反應所有訊息，因此沒有投資人可以透過額外資訊獲得超額報酬，這隱含機構投資. 立. 人沒有取得資訊上的優勢，因此股價變動應是反應新訊息而非單純受機構投資人交. ‧ 國. 學. 易影響。. 然而也有 Kraus and Stoll (1972)研究以流動性效果為出發點，機構投資人握有龐. ‧. 大資金，因此會形成鉅額交易，且造成股票交易雙方需求差異大，導致短期流動成. y. Nat. io. sit. 本增加，進而影響股票價格；其他實證結果如 Puckett and Yan (2008)也顯示，機構. n. al. er. 投資人在短期共同買進股票的從眾交易能夠使新訊息更快地反應在股價上，換句話. Ch. 說，機構投資人交易確實會對股價造成影響。. engchi. i Un. v. 而企業股權結構中，機構投資人持股比例與類別的不同也與股價變動有關聯，例如 Nofsinger and Sias (1999)指出機構投資人的從眾交易與股票過去報酬呈現顯著正向關係，即股票報酬動能會影響後續機構投資人持股比例的變動，且獲得機構投資人青睞的股票其股價報酬表現確實相對優於機構投資人出售持股的股票。曾友弦 (1995)也曾以外資買賣超 500 張股票以上的鉅額交易做為樣本，研究發現外資大量買入股票會傳達正面資訊情報，促使公司股票產生正的異常報酬。. 12.

(19) 三、. 機構投資人與購併績效. 最後針對企業購併的議題來回顧機構投資人與購併的關聯，首先李麗虹(2011) 認為機構投資人之持股變化可表達其對主併公司的信心，其以美國 2000 年到 2007 年宣告的購併交易為樣本，分析機構投資人持股變化與主併公司績效的關聯，觀察到當主併公司之機構投資人持股增加時，該公司將會更加有效地監控其收購，故機構投資人持股變化與主併公司購併後長期股價表現有顯著之正向關係。此篇文獻以美國公司為樣本，證實機構投資人持股變化可做為對主併公司信心的表徵，探討機構投資人持股變化與公司長期股價有正向關係，本論文與其的差異. 政治大在外股數做為變數，更可以貼近購併事件宣告，預期機構投資人持股變化對主併公立在以台灣上市公司為主要樣本，而且採用機構投資人買（賣）超股數占公司總流通. ‧ 國. 學. 司的經營品質亦會釋出顯著正向的認證訊號，且在購併宣告即期便能反映此認證價值，故推導假說一如下：. ‧.  假說一：三大法人累積淨買（賣）超與主併公司購併宣告累積異常報酬率呈正. er. io. sit. y. Nat. 向關係。. al. iv n C hengchi U 併活動公司為主，和對照樣本來進行比對分析，探討機構投資人持股變化與主併公 n. 而以台灣上市公司為樣本的研究，則何秉珊(2009)以 1998 年至 2003 年發生購. 司購併後績效表現的相關性，發現機構投資人持股變動增加比例高的主併公司，一年後股價報酬績效優於持股變動幅度低的主併公司，惟在與未發生購併的對照組比較下未發現有顯著差異。本論文同樣將以台灣上市公司為主要研究對象，期間則從 2003 年至 2012 年取樣，前述文獻結論顯示機構投資人看好的主併公司確實日後較可創造價值反應在股票報酬上，本論文利用較動態的機構投資人交易變數，故認為即使是在即期窗口，機構投資人交易也將能反應對主併公司的認同程度，代表獲得機構投資人青睞的公司若宣布購併可以獲得市場較正面的反應，預期假說二如下： 13.

(20)  假說二：獲三大法人累積淨買超之主併公司之購併宣告累積異常報酬率高於三大法人累積淨賣超之主併公司。接著探討機構投資人投資期間長短與購併事件關聯，Gaspar, Massa et al. (2005) 研究顯示若主併公司機構投資人多為短期投資者，則其在收購上議價能力通常較弱，經理人會以自身利益要求為談判重點而非以股東權益最大化為依歸，因此股價反應較差，反之，投資期間越長的機構投資人對購併事件越有影響力，因投資期間越長的機構投資人才較有動機去監督公司投資決策，使主併公司減少支付溢價或做出價值破壞的購併決策。. 政治大機構投資人分為獨立型機構投資人（Independent）以及非獨立機構投資人（Grey），立. 而若考量機構投資人類型上的差異，首先可參考 Brickley, Lease et al. (1988)將. ‧ 國. 學. 前者例如主要以投資為主，而非經營與投資標的商業往來關係的投資顧問、共同基金等，後者如壽險、銀行等欲與企業繼續保持商業往來的機構。接著探討機構投資. ‧. 人類型與企業購併績效關係，Chen, Harford et al. (2007)便發現只有股權較集中且為. Nat. sit. y. 獨立、長期投資的機構投資人對企業合併後績效有影響，而且獨立長期投資的機構. n. al. er. io. 投資人可提高不能提升價值的購併案被取消的機率。同樣地，有學者如 Ashraf and. i Un. v. Jayaraman (2007)發現購併宣告累積異常報酬較高的主併公司會有積極型機構投資. Ch. engchi. 人持股比例增加的現象，尤其在以換股方式交易的購併案中格外明顯，但會隨著時間經過而修正反應，而消極型機構投資人則較不會馬上因購併宣告而交易。而三大法人各自交易目的、性質有差異，因此可以預期外資法人、共同基金、證券自營商交易對主併公司購併宣告效果應有不同程度的影響，而經過分析後，三大法人中以外資法人性質或最接近於上述文獻提出的獨立、中長期機構投資人，故推定假說三如下：. . 假說三：三大法人中，以外資法人累積淨買（賣）超對於主併公司購併宣告效果影響較大。 14.

(21) 第三章第一節. 研究設計. 資料來源. (一) 購併交易相關本論文研究樣本中購併交易相關資料均由 SDC Platinum（Securities Data Corporation）購併資料庫提供，選取期間為 2003 年 1 月 1 日至 2012 年 12 月 31 日，共十年資料，相關資料在企業特性部分，包含主併及被併公司之國家、產業、上市與否；交易資訊方面，則包含企業購併宣告日期、交易金額、支付方式、交易完成與否等。. 政治大. (二) 企業股價、報酬率與市場指數. 立. 樣本公司每日股價資訊與對應之交易所大盤指數資料來源以台灣經濟新報. ‧ 國. 學. 資料庫（TEJ）為主，根據各公司還原除權息影響後之調整股票日報酬資料，計算每日報酬率。另公司資產總額、稅前息前淨利（EBIT）、帳面市值比、機. Nat. y. ‧. 構投資人持股比例等亦由台灣經濟新報資料庫提供。. sit. (三) 機構投資人淨買（賣）超. n. al. er. io. 機構投資人中以三大法人為主要探討對象，包括外資法人、投信公司、以. i Un. v. 及自營商，三大法人每日淨買、賣超股數占企業總流通股數資料，由台灣經濟. Ch. engchi. 新報資料庫（TEJ）提供為主。. 其中外資法人部分，是為合格外國機構投資者（ Qualified Foreign Institutional Investors, 簡稱 QFII），台灣自 2003 年起政府取消國外機構投資人投資台灣股票之額度限制，且自 2009 年 6 月 30 日正式開放陸資來臺投資，故目前台灣證券交易所資訊中所謂之外資法人，乃為依「華僑及外國人投資證券管理辦法」及「大陸地區投資人來臺從事證券投資及期貨交易管理辦法」辦理登記之投資人。投信公司全稱為證券投資信託公司，其向眾多投資者募集資金，由證券投資信託公司募集發行受益憑證（共同基金），再將資金交由專業經理人操作投 15.

(22) 資，台灣證券交易所公布三大法人買（賣）超資訊之投信公司部分表示本國投資信託基金。而自營商則為證券自營商專戶，經營有價證券之自行買賣及其他經主管機關核准之相關業務，不接受客戶委託業務。. 第二節. 樣本選取標準. 本論文樣本期間為 2003 年到 2012 年間共十年資料，以 SDC 資料庫篩選在台. 政治大 150 個交易日股票日報酬計算各公司之 Beta 係數，因此樣本篩選標準如下所述：立. 灣上市進行購併的主併公司為主要研究對象，且蒐集以購併宣告前 30 個交易日至前. ‧ 國. 學. (一) 主併公司必須為在台灣證券交易所公開掛牌上市之公司。 (二) 排除少數股權收購及剩餘股權收購案件，因前者購併後主併公司缺乏實質有效. ‧. 控制權，另剩餘股權收購則可能在首次宣布購併時股價已有所反應。. sit. y. Nat. (三) 考慮交易重大性，遂排除交易金額小於 100 萬美元之購併案件。. io. er. (四) 因金融業與一般產業屬性差異大，且金融機構之購併，依金融機構合併法及金. al. iv n C hengchi U 及被併公司，其他如傳統產業、科技產業等則納入樣本範圍。 n. 融控股公司法等特別法規規範，故本論文購併樣本將排除金融相關產業的主併. (五) 若企業於同一日宣告多起購併，僅保留一件做為樣本。 (六) 在購併宣告事件窗口，及 Beta 係數估計期間內，台灣經濟新報資料庫內需擁有企業完整財務及股價資訊，例如公司股票未因重大事件導致暫時停止交易等等，故若在估計期或事件窗口公司無法持續被交易，則將該公司自研究樣本中剔除。經由以上條件篩選後，共計取得有效購併案件樣本 193 筆，其詳細篩選過程及樣本數如表 3 所列。. 16.

(23) 表 3：企業購併案件樣本篩選 2003～2012 年樣本數主併公司為台灣上市公司 340 為合併、資產收購、多數股權收購、公開收購交易且有揭 293 露交易金額購併交易金額大於 100 萬美元主併、被併公司非金融相關產業在事件期及估計期有完整財務及股票報酬率資料. 277 210 193. 資料來源：SDC 資料庫、本論文作者整理. 另自表 4 可觀察本論文採用的購併樣本依照各年度、交易完成與否分配狀況。從表中可以看到 2003 年至 2012 年共十年間，未含金融相關產業，每年台灣上市公. 政治大年面臨金融海嘯，亦仍有企業危機入市尋求成長契機，購併案件無明顯下降，甚至立. 司宣布合併、收購交易金額大於一百萬美元的購併樣本數均超過 10 件，即使在 2008. ‧ 國. 學. 有近 20 件購併交易宣告。而進一步計算每一年購併案件數占全體觀察樣本中之比率，發現以 2005 年、2010 年及 2012 年購併交易最為活絡，各有 25 件、30 件及 24 件。. ‧. 另在樣本中，逾半數購併為已完成之交易，僅在 2005 年、2009 年有部分宣告購併. Nat. io. sit. y. 的事件已撤回交易，占樣本少數。. al. n. 購併案件數年度. 數量. 2003 2004 2005 2006 2007. 18 11 25 20 18. 2008 2009 2010 2011 2012 總計. 19 16 30 12 24. er. 表 4：購併案件樣本數量、交易完成與否、及支付方式分配表 (年度別). i n C百分比已完成 U hengchi. v. 購併交易完成度進行中. 已撤回. 9.33% 5.70% 12.95% 10.36% 9.33%. 13 7 16 10 8. 5 4 6 10 10. 0 0 3 0 0. 9.84% 8.29% 15.54% 6.22% 12.44%. 10 11 18 8 16. 9 3 12 4 8. 0 2 0 0 0. 117. 71. 5. 193 100.00% 資料來源：SDC 資料庫、本論文作者整理 17.

(24) 表 5 中則整理樣本在跨國購併、產業相關購併、以及被併公司是否為上市公司等方面之分配狀況，從統計可看到，台灣上市主併公司近十年來仍以國內購併為主，占總樣本數約 66.8%，另逾半數購併樣本以產業相關為主，可能是台灣多數公司先以追求規模經濟為首要考量，最後若依被併公司特性來觀察，則台灣上市主併公司主要購併對象以未公開上市的被併公司為主，占總樣本近 75%。表 5：跨國購併數量、產業相關購併、被併公司特性分配表(年度別) 跨國購併案件數. 產業相關性. 被併公司特性. 年度. 跨國. 國內. 相關. 非相關. 上市. 未上市. 2003 2004 2005 2006 2007 2008. 6 3 6 4 7 7. 12 8 19 16 11 12. 12 6 19 8 11 14. 6 5 6 12 7 5. 2 2 13 7 5 4. 16 9 12 13 13 15. 2009 2010 2011 2012 總計. 5 15 5 6. 10 13 4 11. 6 17 8 13. 5 3 5 3. 11 27 7 21. sit. y. ‧. Nat. 11 15 7 18. 學. ‧ 國. 立. 政治大. n. al. er. io. 64 129 108 85 49 144 註：產業相關性以 SIC code 前兩碼為判斷基準，若主併公司與被併公司其 SIC code 前兩碼相同，則視為相關產業購併交易。資料來源：SDC 資料庫、本論文作者整理. 第三節. Ch. engchi. i Un. v. 事件研究法. 本論文採用事件研究法（Event Study Methodology），以 2003 年至 2012 年間購併交易樣本，分析三大法人累積淨買（賣）超對於台灣上市之主併公司宣布購併後累積異常報酬率的影響。事件研究法最早乃為 Dolley 於 1933 年提出，主要是用於探討當某一特定事件（於本論文中指公司購併宣告）發生時，公司股價是否受其影響，此資訊可用來了解市場證券價格波動與特定事件是否有關聯性，適用市場效率性研究、資訊內涵研 18.

(25) 究、解釋異常報酬率研究及方法論等四大主題研究。該研究方法首先須設定特定期間為事件窗口（Event Window），接著計算事件窗口每日的異常報酬率（Abnormal Return, AR）以及於該事件窗口期間之累積異常報酬率（Cumulative Abnormal Return, CAR），利用上述兩個指標進行統計檢驗，衡量事件影響的顯著程度。此方法已廣泛應用於證券市場研究，例如 Ball and Brown (1968)分析會計盈餘宣告與股價關聯研究，解釋會計盈餘的訊息效果，或 Fama, Fisher et al. (1969)分析股票股利對公司股價影響，隨後 Brown and Warner (1980)更進一步完善事件研究法，指出迷思，使事件研究法意涵更被瞭解，因此採用事件研究法可望分析股票市場是否快速、準確地反映新資訊，以及影響異常報酬率的因素。. 立. 購併宣告時間參數定義. 學. ‧ 國. 一、. 政治大. 使用事件研究法，須先設定估計期間及事件期長度，學者在選擇估計期及事件期將依特定事件考量，而有不同之設計。本論文購併宣告時間參數設計如下：. ‧. (一) 宣告日：為購併事件資訊發佈之日期，以 SDC 資料庫提供之宣告日為準。. y. Nat. n. al. Ch. er. io. 個交易日，以 t+j 表示宣告日後第 j 個交易日。. sit. (二) 相對天數：以購併事件宣告日為第 0 天，意即 t=0，而以 t-i 表示宣告日前第 i. i Un. v. (三) 估計期：估計期間公司股價應不受購併事件干擾，以便能較準確地經由統計推. engchi. 估樣本公司股價報酬率與市場大盤報酬率之間關係，一般估計期並未有強制規定，本論文以購併宣告日前 150 個交易日至購併宣告日前 30 個交易日做為購併事件的估計期。 (四) 事件期：事件期長度的選擇以能觀察特定事件對公司股價報酬的影響為佳，若事件期太長，股價報酬率恐受其他非此次購併事件、或非系統因素影響，本論文著重探討企業宣告購併後即期之股價反應，因此以購併宣告日前 3 個交易日至宣告日後 3 個交易日為購併事件的事件期，如圖 2 所示。. 19.

(26) 圖 2：事件研究法示意圖. t-30. t-150. t-3. t=0 事件期. 估計期(120 個交易日). 二、. t+3. 購併宣告事件窗口：. 政治大後之公司股價即期反應、累積異常報酬率有何關聯，須研究事件期內購併宣告前後立本論文重點為探討機構投資人累積淨買（賣）超對台灣上市主併公司宣告購併. ‧ 國. 學. 每日之變化，本文將採用三日、五日、及七日的事件窗口，亦即（-1,+1）、（-2,+2）、（-3,+3）等三個事件窗口，來觀察購併事件期間主併公司購併宣告異常報酬率的累. ‧. io. sit. y. Nat. n. al. er. 積情形。. Ch. engchi. 20. i Un. v.

(27) 第四節. 複迴歸分析. 本論文使用複迴歸分析法，以累積異常報酬（CAR）做為企業購併宣告績效的衡量指標，並採用一般最小平方法（Ordinary Least Squares, 簡稱 OLS）估算。本論文針對探討議題共計設計以下三個不同的模型，來進行複迴歸分析： (一) 模型一：以三大法人合計累積淨買（賣）超股數占主併公司總流通在外股數比例為主要解釋變數。 T. T. 立. 政治大. i. i. i. ‧ 國. 學. (二) 模型二：以三大法人分別累積淨買（賣）超股數占主併公司總流通在外股數比例為主要解釋變數。. ‧. n. al. er. io. sit. y. Nat. T. Ch. engchi. i Un. v. i i. i. (三) 模型三：以三大法人合計累積淨買超或淨賣超（虛擬變數）做為主要解釋變數。 T. T. i i. 21. i.

(28) 上述模型中變數對照如下： i. 迴歸係數. BTM. 帳面市值比. i. 殘差項. ROA. 資產報酬率. CAR. 累積異常報酬. DPUB. 被併公司特性（上市）. PTNB. 三大法人合計累積淨買（賣）超股數占總流通在外股數比例外資法人合計累積淨買（賣）超股數占總流通在外股數比例共同基金合計累積淨買（賣）超股數占總流通在外股數比例證券自營商合計累積淨買（賣）. DREL. 產業相關性. DCRO. 跨國購併. DCOMP. 交易完成度. DYEAR. 年分別控制變數. PFRNB PMFNB PBKNB. 超股數占總流通在外股數比例 D_PTNB 三大法人合計累積淨買超或淨賣超（虛擬變數）. 立. 公司規模. IND. 學. ‧ 國. SIZE. 產業別控制變數 D 政治大. 模型一可看出三大法人合計累積買（賣）超與主併公司購併宣告效果的關聯；. ‧. 模型二則進一步觀察不同法人之間影響宣告效果之差異；模型三則分成三大法人淨. sit. y. Nat. 買超、淨賣超兩種結果討論對購併宣告效果影響。本文主要將觀察上述模型中 PTNB、. io. er. PFRNB、PMFNB、PBKNB 及 D_PTNB 等係數變化及顯著程度，便可看出其與主併. al. 公司購併宣告效果的關聯程度，其餘變數則是因應每間公司、每筆交易都有其特性，. n. iv n C 故加入這些變數控制，以利更清楚地觀察主要解釋變數與購併宣告效果的關係。 hengchi U. 第五節一、. 變數定義被解釋變數：購併宣告效果變數. 本論文以企業進行購併的宣告日前後股價累積異常報酬率來衡量購併事件宣告後對公司股票報酬率的異常影響。首先須先估計樣本公司股票的「預期報酬率」，再與樣本公司股票實際報酬率比較，計算樣本公司於事件期間的「異常報酬率」。而計算預期報酬率的方式不僅一種，大致可分為三種模型： 22.

(29) 1.. 平均調整模型（Mean-Adjusted Returns Model）；. 2.. 市場模型（Market Model）；. 3.. 市場指數調整模型（Market-Adjusted Returns Model）。. 本研究首先將採用其中市場模型、市場指數調整模型兩種方式來估計預期報酬率，接著再以此預期報酬率為基礎，瞭解企業購併宣告後是否存在異常報酬，進一步計算累積異常報酬率。 (一) 個別樣本股票日報酬率股價及日報酬率資訊由台灣經濟新報資料庫（TEJ）提供，以還原除權息. 政治大. 影響後之調整股票日報酬資料，透過以下公式計算樣本公司的個別股票每日報. 立. 酬率：. ‧. ‧ 國. 學. 其中：. 為個別樣本股票在事件期間第 t 日之實際日報酬率. y. Nat. er. io. sit. 為個別樣本股票在事件期間第 t 日之經除權息調整後股價. al. iv n C hengchi U 由於樣本中已排除金融相關產業，因此市場投資組合以台灣證券交易所之 n. (二) 市場投資組合日報酬率. 不含金融、證券及投資股加權指數作為基準指數，將該指數報酬率視為市場投資組合報酬率，市場投資組合日報酬率計算方式如下：. 其中：為市場投資組合在事件期間第 t 日之實際日報酬率為市場投資組合在事件期間第 t 日之實際指數數值 (三) 個別樣本股票日報酬率─市場模型以市場模型來估計個別樣本股票預期報酬率，即假設個別股票報酬率與市 23.

(30) 場投資組合報酬率之間存在線性關係，再利用普通最小平方法（Ordinary Least Square, OLS）建立以下迴歸模型：. 其中：為樣本公司股票ｉ在事件期間第 t 日的實際報酬率為市場投資組合在事件期間第 t 日的實際報酬率為樣本公司股票ｉ與市場投資組合日報酬率迴歸模型截距項為樣本公司股票ｉ與市場投資組合日報酬率迴歸模型相關係數為誤差項，且. 政治大經過最小平方法即可以得到估計值與，將其代入下式，便可得知個別立 ‧. ‧ 國. ：. 學. 樣本預期報酬率. sit. y. Nat. (四) 個別樣本股票日報酬率─市場指數調整模型. n. al. er. io. 市場指數調整模型相對簡單，不須設定估計期及估計程序估算個別樣本公. v. 司與市場投資組合日報酬率之相關係數等，僅以市場報酬率視為樣本公司之預期報酬率，亦即. Ch. engchi. i Un. (五) 個別樣本股票異常報酬率（Abnormal Return, 簡稱 AR）關於企業宣告購併，此事件對樣本公司股票異常報酬率影響的衡量，本文以樣本公司股票在事件期間的實際日報酬率，以及由市場模型、市場指數調整模型所推估的個別樣本公司股票預期報酬率的差距計算而得，其計算如下：. 其中：為樣本公司股票 i 在事件期間第 t 日之異常報酬率 24.

(31) 為樣本公司股票 i 在事件期間第 t 日之實際報酬率為樣本公司股票 i 在事件期間第 t 日之預期報酬率 (六) 個別樣本股票累積異常報酬率（Cumulative Abnormal Return, 簡稱 CAR）將事件窗口內個別樣本股票的每日異常報酬率逐日累積相加，即可算得個別樣本股票累積異常報酬率，其計算方式如下所示：. 其中：為樣本公司股票 i 在事件窗口的累積異常報酬率. 政治大. 為事件窗口起始日. 立. 為事件窗口終止日. ‧. ‧ 國. 學. 二、. 解釋變數. Nat. sit. y. (一) 三大法人合計累積淨買（賣）超. n. al. er. io. 本研究欲觀察機構投資人交易、持股變動與主併公司宣告購併後股價即期. i Un. v. 表現之關聯性，過去外國文獻多受限資料提供頻率，以宣告日前一年底或前一. Ch. engchi. 季底機構投資人總持股比例作為變數，例如以美國案例為主的研究若需機構投資人持股比例，多從 CDA Spectrum 資料庫中，找尋遵循美國證券交易委員會要求提供之 13F 文件上所揭露之每一季底機構投資人持股比例，台灣證券交易所則擁有每日機構投資人淨買（賣）超交易資訊，遂沿用 Chen and Hong (2006) 以此做為觀察機構投資人持股變化之變數。首先將蒐集購併宣告日前 150 個交易日至前 30 個交易日間，三大法人合計累積淨買（賣）超個別樣本公司股數，並以淨買（賣）超股數占購併前一季底樣本公司之總流通在外股數比例為主要解釋變數。. 25.

(32) (二) 三大法人分別累積淨買（賣）超本論文亦將針對外資法人、投信公司及自營商個別對樣本公司股票之淨買（賣）超來分析，因為不同類型法人可能有不同的交易目的及行為，例如自營商可望扮演造市者角色，以短線操作為主，又如過去許家蓉(2009)曾經研究外資法人機構及國內法人機構發布公開推薦報告與三大法人買賣超行為之關聯性，發現外資投資者有在報告發布前提前進行策略性布局，因此希望分析三大法人分別對樣本公司持股方面的變化，同樣蒐集購併宣告日前 150 個交易日至前 30 個交易日間外資法人、投信公司、自營商分別在前述期間內累積淨買（賣）超個別樣本公司股數，以其淨買（賣）超股數占購併前一季底樣本公司之總流. 政治大. 通在外股數比例為主要解釋變數，進一步觀察不同類型法人是否對主併公司購. 立. 併宣告累積異常報酬率有不同程度之影響。. ‧ 國. 學. (三) 三大法人合計累積淨買超或淨賣超（虛擬變數）. ‧. 除了上述變數以三大法人實際淨買（賣）超股數占總流通在外股數比例之. y. Nat. 外，本文亦試圖將樣本資料分成三大法人合計淨買超、三大法人合計淨賣超兩. er. io. sit. 組，利用虛擬變數來看其與主併公司購併宣告後股價反應之關聯。若在購併宣告日前 150 個交易日至前 30 個交易日之間樣本公司之累積三大法人買賣超為. al. n. iv n C 淨買超，則以虛擬變數 1 來表示，若該期間樣本公司之累積三大法人買賣超為 hengchi U 淨賣超，則虛擬變數設為 0，再進行迴歸分析。. 三、. 其他控制變數. (一) 公司規模（Firm Size）：公司規模定義沿用 Schulman, Thomas et al. (1996)，為「資產總額帳面價值之自然對數值」。本論文以購併宣告日前一年底之資產總額帳面數值為基準，依照前述學者定義以下列式子計算公司規模大小：公司規模. 資產總額帳面價值. 26.

(33) (二) 帳面市值比（Book to Market Ratio）：帳面市值比為權益帳面價值與股票市值之比例，Chan, Hamao et al. (1991) 認為可用來觀察市場投資人對公司成長性看好程度，且為企業計算橫斷面平均股價報酬良好的解釋變數，可望降低規模效果。本論文以購併宣告日前一季底之普通股股本數值與普通股市值計算帳面市值比：公司普通股市值. 普通股在外流通股數. 帳面市值比. 公司普通股股本. 購併宣告日前一季底股票收盤價公司普通股市值. (三) 資產報酬率（Return to Assets）：. 政治大利（EBIT）與資產總額比率做為控制變數，做為企業經營能力指標。本論文立. 參考學者 Chen, Harford et al. (2007)研究，將資產報酬率定義為稅前息前淨. 資產總額. ‧. ‧ 國. 資產報酬率＝稅前息前淨利. 學. 以購併宣告日前一年底資料為基準計算：. (四) 被併公司特性─虛擬變數（Public Status）：. Nat. sit. y. Capron and Shen (2007)曾指出主併公司在購併未公開上市公司的宣告效果. n. al. er. io. 顯著高於購併公開上市之被併，故若被併公司為公開上市公司，則以虛擬變數. i Un. v. 1 表示，反之，如果被併公司為非公開上市公司，則以虛擬變數 0 來表示。. Ch. engchi. (五) 產業相關性─虛擬變數（Relatedness）：. 衡量主併公司與被併公司所屬產業相關與否，延續過去學者 Corhay and Rad 2000, Lamont and Polk (2002)研究，採用美國產業標準分類碼─. 編碼做. 為衡量依據。SIC 編碼主要由四位數字組成，前二位數視為主要產業分類碼，第三位為產業細別分類碼，第四位則代表主要產品。若是主併公司與被併公司的 SIC 編碼前兩碼一致，則在本論文中視為相關購併，以虛擬變數 1 表示，否則將視為非相關購併，虛擬變數設為 0。企業購併可分水平合併、垂直整合、多角化購併等，控制主併公司與被併公司產業相關性的原因為例如 Healy, Palepu et al. (1992)提出相關產業間的合併可望使資源獲得更佳配置，或是企業 27.

(34) 能夠更充分運用技術以及提升管理能力，可能促使投資人對相關產業購併宣告的正向反應。 (六) 跨國購併─虛擬變數（Cross-Border）當企業進行跨國購併可能會面臨資訊不對稱問題因素影響，使得對於被併公司評價上的偏誤。本論文中設定若購併交易為跨國購併，則以虛擬變數 1 表示，若為國內購併，則以虛擬變數 0 表示。 (七) 交易完成度─虛擬變數（Deal Status）：本論文探討所有在 2003 年至 2012 年底宣布之購併交易，未特別篩選已完成交易，因宣告時投資人尚無法得知交易最後是否順利完成。本論文設計若購. 政治大. 併交易已完成，則以虛擬變數 1 表示，若購併交易尚在進行中或已撤回，則以. 立. 虛擬變數 0 表示，視為購併成功與否的控制變數。. ‧ 國. 學. (八) 年分別─虛擬變數（Year）：. ‧. 以購併年份為虛擬變數，本論文樣本期間為 10 年，故總共設 9 個虛擬變數。. y. Nat. (九) 產業別─虛擬變數（Industry）：. io. sit. 編碼為基準，將企業分為十大產. er. 產業別按前述美國產業標準分類碼─. 業，如附表一所示，本論文樣本共涵蓋其中六大產業，故總共設 5 個虛擬變數。. n. al. Ch. engchi. 28. i Un. v.

(35) 第四章第一節. 實證結果分析. 累積異常報酬率統計檢定分析. 本論文實證部分將由探討台灣上市公司進行購併對股價是否產生異常報酬開始研究，觀察各樣本公司在市場模型、市場指數調整模型下，不同事件窗口之累積異常報酬，考慮極端值（outlier）可能影響統計推論，故將各事件窗口累積異常報酬率樣本以百分位排序，剔除累積異常報酬最高之 1%及最低的 1%，意即保留累積異常報酬率落於樣本百分位 PR2 至 PR98 的數據，再以 t-統計量觀察累積異常報酬率是否顯著大於或小於 0。表 6 首先整理主併公司在宣告購併之後的累積異常報酬率，. 政治大. 若以市場模型計算累積異常報酬率，在 Panel A 可看到在 2003 年至 2012 年間整體. 立. 而言台灣上市公司宣告購併無論是在 3 日、5 日、7 日事件窗口，其平均累積異常報. ‧ 國. 學. 酬率均顯著大於 0，且達到 1%的高顯著水準。Panel B 再用市場指數調整模型計算累積異常報酬，也獲得相同應證，顯示整體投資人對台灣上市公司進行合併收購，. ‧. 在事件宣告即期內多為正向看待。. y. Nat. （-1,+1）. 1.1796%. （-2,+2）. 0.9344%. a0.2902 l C h. 標準誤. 中間值. 0.3431. e n0.5977 gchi. （-3,+3）. 1.1843%. 0.4052. 0.6758. n. 平均數. 0.6780. 標準差. t-統計量. 樣本數量. 3.9890. 4.07***. 189. 4.6786. 2.72***. 186. 5.5117. 2.92***. 185. er. io. CAR. sit. 表 6：Panel A 累積異常報酬率檢定─市場模型. i Un. v. Panel B 累積異常報酬率檢定─市場指數調整模型 CAR. 平均數. 標準誤. 中間值. 標準差. t-統計量. 樣本數量. （-1,+1）. 1.1064%. 0.2801. 1.0228. 3.8514. 3.95***. 189. （-2,+2）. 0.9368%. 0.3380. 0.8581. 4.6094. 2.77***. 186. （-3,+3）. 1.2035%. 0.3832. 0.9798. 5.2399. 3.14***. 187. 註 1：CAR 為累積異常報酬率，括弧內為事件窗口註 2：*為 10% 顯著水準；**為 5%顯著水準；***為 1%顯著水準。. 29.

(36) 另外，本文以三大法人合計在宣告日前 30 個交易日至宣告日前 150 個交易日間累積淨買（賣）超為分組依據，將樣本公司分為獲得三大法人合計累積淨買超，與三大法人合計累積淨賣超兩組，檢視兩組之間樣本公司購併宣告累積異常報酬率是否有顯著不同，在表 7 呈現實證結果。表 7：Panel A 三大法人合計累積淨買超或淨賣超之主併公司宣告購併累積異常報酬差異─市場模型計算（單位%）事件窗口. 淨買超 (1). 淨賣超 (2). 差異(1)-(2). CAR(-1, +1). (N=105). (N=84). 1.6246***. 0.6234*. 1.0013*. 治 (0.0807) 政大 (N=103) (N=83) 立 1.4004*** 0.3561. (0.0864). (<0.0001). 1.0442. 學. (N=102). (N=83). 1.4526***. 0.8547*. (0.0051). (0.0767). y. (0.2373). ‧. Nat. (0.0018). (0.1306). 0.5979 (0.4645). io. sit. CAR(-3, +3). ‧ 國. CAR(-2, +2). n. al. er. Panel B 三大法人合計累積淨買超或淨賣超之主併公司宣告購併累積異常報酬差異─. i Un. 市場指數調整模型計算（單位%）. Ch. i e n g c h 淨賣超. v. 事件窗口. 淨買超 (1). CAR(-1, +1). (N=105). (N=84). 1.6865***. 0.3813. 1.2441***. (<0.0001). (0.1853). (0.0202). (N=103). (N=83). 1.6440***. 0.0592. 1.5848**. (0.0002). (0.4526). (0.0193). (N=103). (N=84). 1.5649***. 0.7603*. 0.8045. (0.0014). (0.0965). (0.2975). CAR(-2, +2). CAR(-3, +3). (2). 註：*為 10% 顯著水準；**為 5%顯著水準；***為 1%顯著水準。 30. 差異(1)-(2).

(37) 從表 7 中可以看到獲得三大法人合計累積淨買超的主併公司在購併宣告後 3 日、 5 日、7 日的事件窗口下，都有非常顯著大於 0 的正向報酬，顯示市場對獲得三大法人青睞的台灣上市企業宣布購併的信心，樂觀預期合併或收購案件可望為主併公司股東創造財富，也代表機構投資人交易對於公司經營團隊品質有認證價值。除了在（-1, +1）的事件窗口下，可以看到無論以市場模型或是以市場指數調整模型計算累積異常報酬率，三大法人合計累積淨買超，與三大法人合計累積淨賣超兩組之累積異常報酬率都呈現顯著差異，而在市場指數調整模型計算之下，則即使是在（-2,+2）的事件窗口，也同樣可以觀察到兩組之間有顯著差異，顯示獲得三大法人合計累積淨買超的主併公司，購併宣告時擁有較優異的即期績效表現，證實了. 政治大. 獲得三大法人累積淨買超之主併公司之購併宣告累積異常報酬率高於三大法人累積. 立. 淨賣超之主併公司的假說二成立。. ‧. ‧ 國. 學. n. er. io. sit. y. Nat. al. Ch. engchi. 31. i Un. v.

(38) 第二節. 複迴歸結果分析. 在本章第二節，將使用市場模型或市場指數調整模型所推估出來的累積異常報酬率，逐一把主併公司在不同購併宣告事件窗口的累積異常報酬率做為迴歸模型的被解釋變數，利用本論文設定的三個主要模型進行複迴歸分析，主要探討機構投資人合計累積淨買（賣）超股數占總流通股數比例（PTNB）、三大法人分別累積淨買（賣）超股數占總流通在外股數比例（PFRNB、PMFNB、PBKNB）以及代表三大法人合計累積淨買超或淨賣超的虛擬變數（D_PTNB）等解釋變數，觀察機構投資人交易與主併公司購併宣告效果的關聯。. 政治大膨脹因子 VIF 值（Variance Inflation Factor）來看模型是否存在共線性，本研究使用立而在使用建立之模型探討被解釋變數與解釋變數關係之前，已透過檢測變異數. ‧ 國. 學. 之三個模型中，各解釋變數（含年度及產業控制變項）之 VIF 值均小於 2.83，各模型整體平均 VIF 值未超過 2，顯示應無共線性問題；接著亦透過檢測條件指標. ‧. （Condition index; CI），發現模型之條件指標值低於 30，表示無嚴重共線性問題。. sit. y. Nat. 經由實證結果發現，本論文假說一：三大法人累積淨買（賣）超與主併公司購. n. al. er. io. 併宣告累積異常報酬率呈正向關係成立。首先在表 8 顯示事件窗口（-1, +1）下的主. v. 併公司購併宣告效果，從模型一結果觀察，無論是以市場模型或市場指數調整模型. Ch. engchi. i Un. 估算的累積異常報酬做為解釋變數，都可看到三大法人合計累積淨（買）賣超占總流通股數比例與 3 日事件窗口下之累積異常報酬有顯著正向關係，代表在購併宣告日前 30 個交易日至前 150 個交易日若是機構投資人買超該主併公司股票，則之後宣告購併當下，該主併公司多會獲得市場正面回應。而進一步再將三大法人拆分，分別看外資法人、共同基金及證券自營商淨買（賣）超與累積異常報酬的關聯，利用模型二進行複迴歸分析，則可發現無論以市場模型或市場指數調整模型計算，均可看到外資法人累積淨買（賣）超與累積異常報酬有顯著正向關係，分別達 10%及 5%顯著水準，而共同基金與證券自營商部分雖亦與累積異常報酬有正向關係，但都未達顯著水準，上述結果驗證假說三，即三大法人 32.

(39) 中，以外資法人累積淨買（賣）超對於主併公司購併宣告效果影響較大，在購併宣告日前 1 個交易日至宣告日後 1 個交易日的事件窗口下成立，外資機構投資人相較共同基金及自營商更為強調中長期投資，隱含對公司經營團隊未來財務決策之正面態度，釋放該主併公司通過如購併等投資決策可望為股東創造價值之訊號。表 8：事件窗口（-1, +1）主併公司購併宣告效果. SIZE. Nat. ROA. io. REL CRO COMP Intercept D_YEAR D_IND R2 Adj. R2. al. n. PUB. Ch. engchi. ‧. BTM. 學. PBKNB. 立. 政治大. y. PMFNB. sit. PFRNB. 市場指數調整模型(N=189) 模型一模型二 11.395** (2.34) 12.338** (2.14) 7.910 (0.72) 18.152 (0.53) -0.604*** -0.595*** (-2.98) (-2.89) -2.260** -2.221** (-2.21) (-2.15) -10.140*** -10.183** (-2.61) (-2.60) -1.862** -1.855** (-2.52) (-2.48) 0.022 0.021 (0.04) (0.04) -1.181* -1.230* (-1.77) (-1.79) -0.279 -0.292 (-0.49) (-0.51) 13.950*** 13.813*** (3.59) (3.51) Yes Yes Yes Yes 0.2386 0.2393 0.1377 0.1279. er. PTNB. 市場模型(N=189) 模型一模型二 11.268* (1.79) 11.959* (1.66) 7.050 (0.57) 28.537 (0.78) -0.501** -0.492** (-2.35) (-2.27) -1.065 -1.016 (-1.21) (-1.14) -2.672 -2.610 (-1.41) (-1.36) -1.698** -1.671** (-2.13) (-2.08) -0.076 -0.062 (-0.12) (-0.10) -1.377* -1.430* (-1.92) (-1.94) -0.158 -0.180 (-0.26) (-0.29) 11.171*** 11.036*** (2.79) (2.72) Yes Yes Yes Yes 0.1778 0.1793 0.0689 0.0592. ‧ 國. CAR(-1,+1). i Un. v. 註：*為10% 顯著水準；**為5%顯著水準；***為1%顯著水準。 33.