外資買賣超與主併公司長期營運績效之關聯 - 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. 外資買賣超與主併公司長期營運績效之關聯 Foreign Financial Institutions Trading and Long-Term Operating Performance of Acquirers. 指導教授：吳啟銘博士研究生：林仕翰. 中華民國一百零三年七月.

(2) 謝辭在七月炎夏的尾聲，論文總算是大功告成了。感謝我的指導教授吳啟銘老師的指點，從題目的決定、文獻探討、假說的建立到研究模型與變數的選用無一不幫忙甚多，得力於老師豐富的實證研究經驗及過人的邏輯力，學生才能夠完成畢業論文的撰寫。碩士生涯兩年過得實在太快了，來到政大開拓了前所未見的視野。從暑期的招生說明會擔任總召、加入台政大共同創辦的金融研究性質的社團，贏得個股研究競賽冠軍，成為原物料版區撰寫人、參加校際大小型論壇與演講、考取國內外金融證照及代表台灣出賽亞太區的 CFA 投資研究競賽、進入投資銀行的 11 個月實習、以及與中央大學光電所一同參與創業計畫等事情，對我而言彌足珍貴，過程中所識之人皆為實力拔擢的精英，感謝老天爺讓我準備研究所的努力沒有白費，因此才有這麼一個機會經歷這充實的兩年。在撰寫論文的過程中，非常感謝政大財管所 101 級的同學們直接與間接的幫忙，其中，洪大的 VBA 教學、羅大的 excel function 技術指點、球王的 SDC 教學、連大的 STATA 幫忙以及論文脈絡的討論、惠珉大的優秀論文提供做為我研究的基礎、可姍大的論文素材/STATA 教學/其他提醒事項、翁姐在研究室的論文討論、一同論文口試的企研所大美女捷宇、帥哥子翔跟我一起籌辦了一場有恃無恐的口試、系辦的彩彤助教也非常辛苦的幫助所有研究生跑完流程，這些溫暖的幫助，讓我的論文被教授簽呈許可的那一剎那，只有說不盡的感謝。最後，感謝我的父母以及姐姐，生長在一個衣食無虞、家人關愛的家庭裡，生為老么，所受到的照顧是無微不至，若沒有家庭的支持，我也沒辦法像今日這般舒適且輕鬆的成長到現在，並且追求我所要追求的事物。綜觀我目前的生命裡，得知於人者太多，施予於人太少，我很幸福也很幸運，在一帆風順的日與夜裡，得到眾人的祝福與關愛，我真正的希望，隨著研究所這個人生階段性目標的完成，當我走出去校園的那一刻，就是我開始回饋並且鼎力舉起責任的時刻了。. 仕翰僅誌 2014.07.28 于政大財管所 1.

(3) 摘要綜觀過去的文獻多發現購併事件的宣告效果為負，其可歸因於企業錯誤的投資決策、高估綜效價值或是過度投資。在資本市場甚具影響力的三大法人中，外國機構投資人憑藉著其國際投資經驗、財務專業及資源，其交易行為經常被認定隱含高度的資訊內含價值，故本研究希冀探討外資買賣超與台灣上市主併公司長期營運績效之關聯，以探究外資機構投資人交易是否隱含對主併公司長期營運績效品質具有認證價值。本論文以 2003 至 2011 年間進行購併的台灣上市企業為探討對象，排除金融業的樣本，以外國機構投資人之累積買 (賣) 超股數占總流通在外股數做為交易指標，並選用單位資本投入之經濟附加價值 (EVA/IC) 與單位資本投入之自由現金流量 (FCF/IC) 做為長期營運績效指標，並首先以配對差異檢定進行分析。研究發現外資機構投資人累積淨買超之主併公司的 EVA/IC 在購併後第二年顯著為負值，但第三年有顯著之正值，在營益率未有起色時，投入資本週轉率有漸趨改善的表現；與非購併同業相比較時，第三年有顯著之正值。FCF/IC 則於購併後第一年有顯著負值，稅前淨營業利益的獲利表現較購併前顯著下降；與同業相比時，購併後第一年有顯著正值，其投資支出較同業為低。其次，外資機構投資人累積淨賣超之主併公司的 EVA/IC 則在 1~3 年均呈現顯著負值的表現，與同業相比時，均為不顯著之負值；FCF/IC 在購併後第三年始出現顯著之正值。為加入控制變數之考量，以複迴歸模型的實證結果發現：外國機構投資人淨買 (賣) 超與主併公司購併長期績效呈現不顯著的正向關係；外國機構投資人淨買超之主併公司的購併後長期營運績效較購併前三年平均呈現不顯著的正向差異；外國機構投資人淨買超之主併公司的購併後長期營運績效較非購併同業表現呈現不顯著的正向差異。. 2.

(4) ABSTRACT This study investigates the relationship between foreign institutional trading and the long-term operating performance of acquiring firms. The research is based on acquiring firms listed in Taiwan which announced merger and acquisition between 2003 and 2011. We use cumulative net buying of foreign institution to examine acquirer’s EVA/IC and FCF/IC as the indicator of the long-term operating performance in the three years period after the announcement of merger and acquisition. In the pair-t test, the results indicate that acquirers with net buy of foreign institution have significantly positive EVA/IC as compared to the premerger level and to the match firms in the third year, while exhibit significantly negative EVA/IC in the second year. The FCF/IC of the acquirers with net buy of foreign institutions have significantly negative value compared to the premerger level, but have significantly positive value compared to the match firms in the first year. In the regression analysis, the results indicate a near-all insignificant positive EVA/IC and FCF/IC in the three year period after merger and acquisition.. 3.

(5) 目錄摘要 ................................................................................................................................... i ABSTRACT ................................................................................................................... iii 目錄 ................................................................................................................................. iv 圖目錄 ...............................................................................................................................v 表目錄 ............................................................................................................................. vi 第一章. 緒論 .................................................................................................................7. 第一節. 研究背景與動機 ...........................................................................................7. 第二節. 研究目的與貢獻 ...........................................................................................9. 第三節. 研究架構 .....................................................................................................10. 第二章. 文獻回顧與假說建立 ................................................................................... 11. 第一節. 文獻回顧 ..................................................................................................... 11. 第二節. 假說建立 .....................................................................................................18. 第三章. 研究方法 .......................................................................................................20. 第一節. 資料來源 .....................................................................................................20. 第二節. 樣本選取標準、分類及分布 .....................................................................21. 第三節. 樣本敘述統計 .............................................................................................22. 第四節. 差異檢定之建立 .........................................................................................24. 第五節. 複迴歸模型之建立 .....................................................................................25. 第四章. 實證結果 .......................................................................................................35. 第一節. 差異檢定分析 .............................................................................................35. 第二節. 複迴歸分析 .................................................................................................37. 第五章. 結論與建議 ...................................................................................................43. 第一節. 研究結論 .....................................................................................................43. 第二節. 研究限制與後續研究建議 .........................................................................44. 參考文獻 .........................................................................................................................46. 4.

(6) 圖目錄圖 1 外資持有股票市值占台灣證券市場總市值之比例 ..............................................9. 5.

(7) 表目錄表 1 企業購併案件樣本篩選 ........................................................................................21 表 2 購併案件樣本數量、跨國購併數量、產業相關購併及外資買賣超分配表 ....22 表 3：所有主併公司購併當年度之營運績效敘述統計表 .........................................23 表 4：外資淨買超的主併公司購併當年度之營運績效敘述統計表 .........................23 表 5：外資淨賣超的主併公司購併當年度之營運績效敘述統計表 .........................23 表 6 配對樣本篩選表 ....................................................................................................24 表 7 變數代號對照表 ....................................................................................................26 表 8 應資本化費用及約當權益調整表 ........................................................................29 表 9 加權平均資金成本 ................................................................................................29 表 10 資本資產定價模型表 ..........................................................................................30 表 11：外資淨買超主併公司營運績效差異檢定（Pair t-test） .........................36 表 12：外資淨賣超主併公司營運績效差異檢定（Pair t-test） .........................36 表 13：外資買賣超 (虛擬變數) 與主併公司購併前後營運績效之差異值迴歸係數及檢定結果 ..................................................................................................39 表 14：外資買賣超 (虛擬變數) 與主併公司購併後營運績效與配對公司之差異值迴歸係數及檢定結果 ..................................................................................40 表 15：外資買(賣)超與主併公司購併前後營運績效之差異值迴歸係數及檢定結果 ......................................................................................................................41 表 16：外資買(賣)超與主併公司購併後營運績效與配對公司之差異值迴歸係數及檢定結果 ......................................................................................................42. 6.

(8) 第一章緒論本章第一節探討促成本研究之背景與動機，這部分探討代理問題與公司治理之議題。接著，第二節敘述研究目的，第三節說明本研究之研究流程與論文撰寫之架構。. 第一節研究背景與動機企業購併是資本主義市場經濟發展的必然現象，資本聚集與集中是市場經濟發展之根本動力，而企業購併是資本市場中實現經濟效益之主要形式之一。企業可望透過購併尋求營運成長，高效益的購併能使企業快速取得關鍵技術、擴大版圖、引進策略投資人，並協助提升企業價值。成功的購併必須歷經策略規劃階段、評估階段、協商階段與履約及整合階段，成功藉由合併、收購等方式取得外部資源，整合後將資源進行有效地配置使用並致力於綜效的實現。根據 Healy, Palepu, and Rubak (1990) 研究 1979 到 1983 年間美國 50 件最大的產業購併案，探討主併公司長期營運績效是否反映綜效實現之效果，其以購併前營運現金流量報酬率與產業水準 (Industry-median) 之差額作為期望報酬，結果發現購併後 1~5 年的異常營運現金流量報酬率有顯著的提升，顯見企業購併受益於綜效實現，對於主併公司之企業價值有顯著的提高。然而，企業購併是門極為困難的管理學問與技術，回顧過往成功與失敗案例的比例之懸殊令人不勝唏噓。根據 Michael E. Porter (1987) 統計資料指出，在 1950 至 1986 年代美國 33 家知名企業 3,788 件重大購併案中，發現有超過半數皆以失敗作收。而安侯建業國際諮詢顧問公司 (KPMG) 針對 1997 至 1999 年全球前七百大購併案件進行調查，發現高達 83%的購併交易並未提高股東價值，反而甚至有 53% 不增反減。故對於主併公司而言，即便企業購併隱含著可觀的綜效利益，但真正困難的習題在於難以有效地將綜效價值實現。根據經濟部資料顯示，2002 年 2 月企業併購法施行至去年底，台灣企業併購總件數達 2,086 件，金額是 9,217 億元。雖然比之過去風光併購的年代黯淡許多，但近兩年併購案減少，也促使政府開始因應資本市場的需求進行相關法規的鬆綁。例如，今年五月份宣布將通過新版企業購併法及價值 200 億元的產業升級轉型方 7.

(9) 案，始展現其試圖恢復併購熱度的態度。台灣資本市場中的參與者眾多，其中機構投資人，別於一般投資人，常常被認為是市場上的領頭羊。其特性包含掌握巨額資金與充足的資源，旗下有許多具備專業知識技能的分析師與投資團隊，對投資標的常常能夠進行實地查核 (Due Diligence)，並定期拜訪公司以蒐集有用的資訊，減輕資訊不對稱，進行更有效率且精準確實的研究分析。故機構投資人相較於一般投資人更有能力尋找價值面及基本面吸引人的投資標的，根據 Szewcyzk, Tsetsekos et al. (1992)，機構投資人持股比例高的被投資企業，其股價往往具有資訊價值內涵，提供其他市場投資人做為投資判斷之依據。王月玲 (2002) 研究發現在被機構投資人投資之股票中，前期外國機構投資人買賣超對當期股票指數報酬率具有顯著的正向影響；股票報酬率的波動性亦顯著受到前期外國機構投資人買賣超波動性的正向影響；但投信與自營商買賣超對股票報酬率的影響則不顯著；國內機構投資人有跟隨外國機構投資人的現象。由此可見，外國機構人在台灣股票市場中相較於國內機構投資人扮演著領先者的角色，其原因可能為外國機構投資人對於資訊的判斷與收集較國內機構投資人精準且充足。綜觀台灣資本市場上機構投資人的交易情況，其交易金額占整體市場交易比例逐年上升，機構投資人持有龐大的資金，鉅額交易產生的證券市場波動可觀。其歸因於政府於 2003 年取消外國專業投資機構 (Qualified Foreign Investment Institution, QFII) 在台股的投資上限後，三大法人 (外資、投信及證券自營商) 在台灣資本市場的動向便成為矚目的焦點。根據圖 1，若以外資持有股票之市值占台灣證券市場總市值比例來觀之，自台灣證券交易所公開之資訊，在 2002 至 2014 年的期間，外資在台投資持股市值已經足足成長了超過一倍達到 33%，對於台灣股市有一定程度的影響力。上述研究顯示了機構投資人對於證券及資本市場的影響力，而購併活動對於企業價值之提升具有價值創造的潛在可能。參考惠珉 (2014) 研究發現，台灣證券市場中機構投資人交易隱含對從事購併之公司經營團隊、投資決策正面展望之訊號，即短期的市見窗口之下，機構投資人之買賣超對市場一般投資人具有不錯的參考價值，其實證結果顯示外國機構投資人在三大法人中，對於主併公司宣告購併後的累積異常報酬尤有顯著的正面影響。因此，本研究之動機在於欲測度外國機構投 8.

(10) 資人交易是否該正面展望之訊號在長期事件窗口下仍具效力，而不僅只是對於主併公司短期績效表現的關聯性。綜觀國內文獻，在研究機構投資人交易與長期績效之關聯，多以股票績效與營運績效進行實證研究，其中運用營運績效的文獻多僅以單變數檢定進行測度，故本研究將除了使用單變數檢定模型進行分析之外，尚加入複迴歸模型以考量控制變數影響之下，更為周延的研究模型，並根據理論基礎設定欲研究之營運績效指標。. 圖 1 外資持有股票市值占台灣證券市場總市值之比例. 第二節研究目的與貢獻本研究欲探討外資機構投資人累積淨買 (賣) 超與主併公司購併後長期營運績效之關聯，首先將瞭解台灣上市企業之主併公司進行購併後之長期營運績效表現，進而探討外資機構投資人與主併公司購併長期績效關聯，以機構投資人淨買 (賣) 超是否隱含對公司經營團隊、投資決策有正面或負面展望為題，來觀察購併宣告後之長期營運績效，探討議題列述如下： (一) 台灣上市之主併公司執行購併後之長期營運績效表現：  購併宣告後 1~3 年內，主併公司是否產生正向的營運績效表現。 9.

(11) (二) 外資機構投資人累積淨買 (賣) 超與主併公司購併後之長期營運績效關聯：  外資機構投資人累積淨買 (賣) 超與主併公司購併後之長期營運績效為正 (負)項關係。  外資機構投資人淨買超之主併公司是否有較佳的長期營運績效表現。期望能藉由探討上述因素，瞭解外資機構投資人對台灣證券交易市場影響。因過去學者探討機構投資人交易對企業長期績效等影響，多以財務會計報表比率進行分析，並僅進行統計差異檢定，屬於單變數分析之範疇，本研究遂加入複迴歸分析，控制住其他影響因子，並採用單位資本投入之經濟附加價值及單位資本投入之自由現金流量做為營運績效衡量之指標，如此較不易受到傳統會計財報在報導上的扭曲影響，更能貼近主併公司購併後營運績效、經濟本質之變化衡量。經由實證研究，發現外資機構投資人交易對台灣上市主併公司經營團隊的長期營運績效品質不具備顯著的認證價值。. 第三節研究架構透過了解研究背景與動機，歸納過去國內外之文獻進行探討後，建立本研究之假說。再決定本研究之樣本範圍，以台灣之 2003 年至 2011 年於 SDC 資料庫中宣告進行購併之主併公司為研究範圍，得到初步的樣本之後，將缺失必要資料之樣本刪除。篩選完樣本之後，建立實證模型。首先，在單變數分析的差異檢定中，分為外資淨買超及淨賣超主併公司的營運績效表現，探討主併公司購併後 1~3 年與購併前 3 年平均值的差異，以及主併公司購併後 1~3 年間與配對公司的差異。接著，選定營運績效指標作為被解釋變數，以外資買 (賣) 超占前一年底總流通在外股數比率、外資累積淨買超或淨賣超虛擬變數等及其他控制變數作為解釋變數，透過複迴歸模型研究主要變數對主併公司長期營運績效的影響。最後將實證結果做總結，說明本研究之限制及後續研究建議。. 10.

(12) 第二章文獻回顧與假說建立本章之文獻回顧以進行購併的主併公司為主軸，以主併公司短期績效之研究做為開頭，並延伸至長期績效來探討是否與短期實證結論一致，最後進入到機構投資人交易與主併公司營運績效之關聯；共分為主併公司短期績效表現、主併公司長期績效表現、機構投資人與企業購併等三個部分，藉由了解過去的研究方法及發現，推導出本研究之假說。. 第一節文獻回顧主併公司之短期績效表現綜觀國內外探討購併短期績效表現的文獻，對於主併公司在購併宣告後的累積異常報酬率是正向或負向迄今未有統一的趨勢。部分文獻的實證結果顯示主併公司宣告購併後的累積異常報酬率為正，如 Jenson and Ruback (1983) 涵蓋以 1958 至 1981 年間的美國購併樣本，發現主併公司在購併宣告期間有正向的累積異常報酬率，其指出購併不只是資產的重分配，更是具備價值創造與綜效實現的效益性，因此主併公司與被併公司雙方於購併宣告後的累積異常報酬率有正向的關聯性。 Louder and Martin (1990) 也發現主併公司在購併宣告其間有顯著的正向累積異常報酬率。然則，也有部分國外學者研究發現主併公司的購併宣告效果為負向，如 Conn, Cosh et al. (2005) 以 1985 至 1996 年間的歐洲購併案件為樣本，發現主併公司在 3 日的事件窗口下其累積異常報酬率為負值。若探究國內實證結果，相關文獻如蕭惠元 (1996) 以 1978 至 1994 年間從事購併的台灣樣本，以市場模型 (Market Model) 觀察市場投資人對於台灣企業購併宣告效果的態度，實證發現其累積異常報酬率顯著為正，顯示投資人對於購併案持有正面的看法。另外，孫梅瑞 (2000) 使用一般最小平方法 (OLS) 及一般化自身迴歸異質條件變異數法 (GARCH) 估計市場模型的參數，其研究與前述文獻之結論相似，在購併後短期內的宣告效果顯著有正向的表現。國內僅少數的學者如鄭至宏 (1995) 及洪麗惠 (1995) 實證發現國內購併後的短期累積異常報酬率為負。雖然多數的國內文獻發現主併公司在短期事件窗口下 11.

(13) 的購併宣告效果為正；但整體而言，關於主併公司購併宣告後累積異常報酬率的表現不一，因此有許多的文獻將焦點放在更長期的視角來討論主併公司的績效表現。. 主併公司之長期績效表現過去探討企業購併長期績效的文獻不在少數，其多以股價績效與營運績效做為衡量主軸，研究期間則以購併前後 2~5 年進行探討。然而，研究期間擇取之長短、長期績效的代理變數選擇及檢定方式的不同常常會產生結論上的差異。. 一、. 股價績效. 在國外文獻的部分，Loughran and Vijh (1997) 以 1970 至 1989 年間美國 788 家主併公司為樣本，以 Fama and French (1992) 三因子模式，利用市值及帳市值比去選擇對照投資組合產生期望報酬，使用買進持有異常報酬率法 (BHAR) 計算公司在購併後 1~5 年的異常報酬，研究發現主併公司在使用換股購併的情況之下，併後 1~5 年有顯著的-24.2%異常報酬，但在全部樣本的情況之下則不顯著。 Agrawal, Jaffe, et al. (1992) 以 1955 至 1987 年間的 937 家主併公司為樣本，在避免資本資產定價模式下預期報酬受到公司大小影響的情況下計算股票的異常報酬，以時間序列回歸研究主併公司併後 1~60 個月的股價績效，其實證發現主併公司的股東在合併完成後的 60 個月內，有顯著的累計異常報酬-10.26%。Jensen and Ruback (1983) 認為購併期間的股價反應高估了未來能夠有效實現的綜效，因此累積股價異常報酬率實證上大多為負。在國內文獻的部分，學者們針對台灣主併公司長期股票報酬的研究大致上也與國外文獻的結果相符。在傅志偉 (1999) 以 Fama and French 三因子模型研究 1988 至 1997 年間 57 家主併公司的結果為，在 16~840 天出現顯著負向異常報酬。廖怡婷 (2005)。蔡奇勝 (2002) 以市場模式及對照投資組合為期望報酬，發現主併公司有不顯著的負向異常報酬。徐啟升、林灼榮、李淯靖 (2005) 在 1992 至 2001 年間 156 件購併案中，在全體樣本方面，於控制公司規模與淨值市價比後，實證發現主併公司在購併後三年內並無顯著的異常報酬。在各分群樣本方面，惟大型主併公司於國際購併中享有正向且顯著的異常報酬，推論為大型公司相較於小型公司而言，因擁有較雄厚的財力以 12.

(14) 及較優秀之人才，在實施國際購併後較能獲得規模經濟並產生營運綜效之故。電子產業的主併公司則有顯著的正向異常報酬。. 二、. 營運績效. 多數的實證研究發現主併公司購併後之長期績效為顯著或不顯著的負值，也就是說購併後的企業價值非但不如預期地上升反而衰退，如 Yook (2004) 研究 1989 至 1994 年間的美國購併案，以主併公司購併前五年經濟附加價值 (EVA) 的平均為期望 EVA，衡量購併後 1~5 年公司是否有場生異常 EVA，結果發現公司在購併後相較於期望 EVA，其差異 EVA 為顯著的負值。Loderer and Martin (1992) 以 1966 至 1986 年美國購併案件為樣本，發現主併公司購併後 5 年之報酬率並沒有顯著的增減，惟主併公司於購併後第 3 年之績效明顯為負。劉建宏 (2005) 以國內 1997 至 2001 年間的 54 家主併公司為樣本，依購併前兩年之平均 EVA 外加市場附加價值 (MVA) 為期望績效，衡量購併後 1~3 年之 EVA 及 MVA。研究發現購併後兩年的 EVA 皆小於購併前的平均 EVA，但未達顯著水準；購併後兩年的 MVA；購併後第 2 及第 3 年的 MVA 皆顯著小於購併前的平均水準，顯示出公司從事購併後，企業價值非但如預期上升反而衰退，探究其可歸因於企業購併後面臨新的企業文化及組織架構，必須妥善運用整合後的龐大資源及穩定員工的情緒才能改善經營績效，而這些均是曠日廢時的工作，短期或中期內難收立竿見影的成效。若考量到購併支付方式的差異，可參考 Ghosh (2001) 的研究，尋找與主併公司同產業類似現金流量及營運現金流量/資產相同的公司做為控制公司，發現美國 1981 至 1995 年 315 家主併公司在購併後 1~3 年的營運現金流量報酬率必未顯著優於同規模的同業公司，但採現金支付進行購併的方式可帶來較大的現金流量。 Andre, Kooli and L’Her (2004) 發現在 1980 至 2000 年間加拿大 267 件購併案中，使用現金及權益、宣告其間的異常報酬、帳市值比、是否為跨國購併以及是否為集團購併為衡量指標，實證結果：購併後權益及現金混合指標與三年長期財務績效呈現負相關，但未達統計的顯著水準；另發現跨國購併呈現顯著的負相關。然而，在實證上也曾發現主併公司長期績效有顯著呈現正向的關係。如 Healy, Palepu, and Rubak(1990)研究 1979 到 1983 年間美國 50 件最大的產業購併案，以購 13.

(15) 併前營運現金流報量酬率與產業水準 (Industry-median) 之差額作為期望報酬，替代過往學者以淨利的方式來評估公司，避免購併後的經營績效可能會有因會計方法或財務決策所造成盈餘報導的扭曲。結果發現購併後 1~5 年的異常營運現金流量報酬率有顯著的提升，而當合併公司間的產業具有高度相關性時，其營運現金流量報酬率增加之效果更加明顯。 Ehsan, Sungsoo and Raab (2005) 以 1974 至 1993 年的 45 件購併案作為樣本, 運用資料包絡分析法 (Data envelopment analysis，DEA) 分析，探討公司的管理者於企業購併後其管理效率是否有改善的情況。研究發現在超過 10 年的實證模型中，企業購併後的管理效率有顯著的改善，確實存有管理綜效的實現；但是，值得注意的是購併後約有 18%的公司管理效率並未改善。林嬋娟及吳安妮 (1992) 以營業成本率、資產報酬率、權益報酬率、現金流量比率、負債比率及市場占有率等財務比率，使用 W 檢定統計量 (W test Statistic) 測試台灣企業購併後的綜效與績效表現。研究發現 1985 至 1988 年間 63 家主併公司購併後產生了顯著的營運綜效及績效。蕭惠元 (1996) 以 1989 至 1993 年間宣告購併之 63 家上市公司為樣本，將衡量制標區分為靜態分析 (營運綜效變數：營業成本率、權益報酬率 ROE、資產報酬率 ROA；財務綜效變數：財務槓桿比率；市場綜效變數：營業收入/總資產、市場占有率) 以及將靜態分析指標的各變數改為成長幅度的動態分析，使用 T 檢定及無母數 Wilcoxon 檢定，分析購併前後綜效的差異。實證結果顯示企業購併後在靜態分析的部分並未發揮綜效，但在動態分析部分的營運綜效成長幅度顯著高於購併前，惟財務綜效及市場綜效均未呈現顯著差異。. 機構投資人與企業購併機構投資人包含國內外之銀行、保險公司、票券金融公司、證券商、基金管理公司、政府等，其特性上擁有豐沛的資金、專業的研究團隊與規模上的優勢，一般被認定其在取得資訊上具有優勢，對於資訊的反應速度相較於一般投資人更為立即快速，一旦發現可靠且有利的資訊時，會變動手中的持股比率。在企業決策的影響力上，過去的文獻發現機構投資人能夠透過增加對於企業的持股比率，集聚資源以有效地發揮監督影響的功能，本節將透過探討機構投資人角色、機構 14.

(16) 投資人與營運績效、國內外機構投資人與企業購併的相關文獻，來進一步深入到本論文所要推導的假說。. 一、. 機構投資人角色. Sias (1996) 曾論及訊息交易者 (Informed Trader) 的特色是所擁有的訊息數量和品質均較其他投資人優異，由於機構投資人擁有較多的訊息來源且投入較多的時間進行投資研究，再加上其交易行為通常較個別投資人更為理性，因此可將其視為訊息交易者與專業的投資者。Bradrinath, Kale et al. (1995) 研究證實機構投資人挾帶豐沛資源的優勢下，具有資訊取得優勢，相較於一般投資人更有機會找到基本面、價值面具投資吸引力的標的公司，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。其次，機構投資人是否具有監督企業的效果，這在過去的文獻中得出的結果不盡相同。Kahn and Winton (1998) 研究指出機構投資人的投資行為會在單純交易及執行監督之間的權衡，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。 Almazan, Hartzell et al. (2005) 則進一步將機構投資人分為兩類來探討其是否具備監督效果，第一類為積極型機構投資人 (Active) ，其擁有較多的專業財務分析專家，投資行為較不為法規所限制，與標的公司未有過於頻繁的商業往來，如投信及投顧公司；第二類為消極型機構投資人 (Passive) ，如銀行及保險公司等。研究結果發現當標的公司流動性較低時，取得資訊成本相對較高，積極型機構投資人的監督成本相對較低。機構投資人的投資期限的長短亦扮演著重要的角色。Brancato (1997) 指出面臨經濟結構轉變與公司形態調整實，宜採控制權與經營權之合併，使機構投資人成為擁有者 (Owner) 而非交易者 (Trader)，進而參與公司治理、公司決策與監督董事會，則並非所有的機構投資人都偏好短期投資，其可能因而轉變為長期投資者。 Gaspar, Massa and Matos (2005) 發現投資期限越長的機構投資人對購併事件的溝通與參與上越具有主導的能力。意即，投資期限越長的機構投資人越有動機去監視公司管理者決策的制定，避免管理者以自身利益作為企業決策依據。. 15.

(17) 二、. 機構投資人與經營績效. Pound (1988) 研究機構投資人與公司經營績效的相關性，其探討在徵求委託書過程中股東與機構股東會出現三種假說，列舉如下：一、效率監督假說 (Efficient monitoring hypothesis)，即機構投資人較易取得資訊，並擁有專業人才，相對於一般股東更能有效監督公司管理當局。. 二、利益衝突假說 (Conflict-of-interest hypothesis)，其認為機構投資人與公司間也會有代理問題存在，當機構投資人為避免影響與管理當局的關係時，會犧牲機構投資人受益人之利益，而支持管理當局之行為。. 三、三是策略合作假說 (Strategy alignment Hypothesis)，其認為當機構投資人與公司管理當局如存在合作關係，若雙方目標一致時，公司運作將更有效率，但機構投資人可能無法盡到應有的監督責任。. 在短期績效的方面，惠珉 (2014) 以 2003 至 2012 年間台灣的購併公司為樣本，以三大法人 (外國機構投資人、投信公司、證券自營商) 的每日買 (超) 超股數占公司總流通在外股數比例做為變數，分別以市場模型與市場指數調整模型計算累積異常報酬率，探討機構投資人交易是否隱含對投資標的經營團隊品質的認證價值。實證研究發現三大法人累積淨買 (賣) 賣超與主併公司購併宣告累積異常報酬率有正向關係；三大法人累積淨買超的主併公司之購併宣告累積異常報酬率顯著高於三大法人累積淨賣超之主併公司；三大法人中惟有外國機構投資人累積淨買 (賣) 超與主併公司購併宣告效果有顯著正向關係，投信與證券自營商則無顯著關係。在長期績效的方面，丁秀儀 (2004) 進行 1992 至 2002 年間上市公司 (排除研究期間曾下市、已經下市及全額交割之公司；金融保險業另外探討) 的公司治理、經營績效與投資人行為關聯性之研究。利用差異性檢定比較樣本公司與配對公司之差異。研究發現經營績效與機構投資人投資行為呈現正相關性，即公司的營運績效表現越好則機構投資人持股比率越高。 16.

(18) 李麗虹 (2011) 以美國 2000 至 2007 年間宣告購併交易的公司為樣本，以買進持有異常報酬率與 ROA 及 ROE 購併前後之差異檢定，分析機構投資人持股變化與主併公司績效的關聯，並觀察到在購併宣告前，若機構投資人對於主併公司的持股增加時，由於其能對於公司之購併進行有效地監控，故機構投資人持股變化與主併公司併後長期股價表現有顯著的正向影響，證實機構投資人持股變化可作為對主併公司具有信心的表徵。雖然有多數的學者支持機構透資人對公司經營績效有正面的影響，但機構投資人在公司治理所扮演的角色至今仍有不同的主張，雖然理論與實證均支持機構投資人有監督管理當局的誘因，但也有學者持相反的態度，如 Blach (1990) 認為機構投資人缺乏經營公司的專業知識，同時也缺乏誘因對公司進行有效地監督，有搭便車 (Free-rider) 的負面效果。更甚者，有研究如 Coffee (1991) 提出由於機構投資人過度重視短期績效，反而會對管理階層施加壓力以期極大化短期財務利潤而非著重在長期績效的改善。. 三、. 國內外機構投資人與經營績效. 綜觀國外文獻在機構投資人與經營績效的探討較少著墨在內外資機構投資人與經營績效之差異，相比國內文獻有較多學者研究相關議題，探究其因應為國內外經濟體、資本市場結構與企業股權結構上的差異所致，台灣資本市場的外資持股比率每年均有高達三成以上的水準，其對於整體資本市場乃至於企業具有相當的影響力，因此外國機構投資人在本國扮演的角色、與國內機構投資人在企業經營績效上的差異，亦是值得討論的議題。黃金蓮 (2000) 針對 90 家上市櫃公司，探討企業財務績效與外國機構投資人持股比率的關聯性。其研究指出財務績效與外國機構投資人的持股比率呈現顯著正相關的關係，並發現外國機構投資人持股增加的公司其財務績效保持平穩良好的狀態；外資持股減少的企業其財務績效卻呈現下滑的情形。推論外資持股的增減確能預先反應出公司財務績效的變化及外資為知情的投資者。王月玲 (2002) 研究 1995 年 8 月至 2003 年 4 月之股價指數，主要以 VAR 及 GARCH 模型分析外國機構投資人、投信及自營商於台灣股票市場買賣超及其與股價指數日報酬率之關係，研究發現前期外國機構投資人買賣超對當期股票指數報 17.

(19) 酬率具有顯著的正向影響；股票報酬率的波動性亦顯著受到前期外國機構投資人買賣超波動性的正向影響；但投信與自營商買賣超對股票報酬率的影響則不顯著；國內機構投資人有跟隨外國機構投資人的現象。由此可見，外國機構人在台灣股票市場中扮演著領先者的角色，其原因可能為外國機構投資人對於資訊的判斷與收集較國內機構投資人精準且充足。然而，有學者認為外國機構投資人在投資行為上具有動能交易策略，追求短期績效的現象，如吳志偉 (2004) 探討台灣股票市場中，外國機構投資人與投信的偏好與交易行為。其研究發現外國機構投資人與投信皆有追求短期績效的傾向，尤以投信更為明顯。而林瑞堂 (1999) 也發現外國機構投資人的績效並沒有優於國內投資人，他發現三大法人在買進後的第三週、第六週及第九週的超額報酬率，僅有自營商的淨買超行為與其投資績效呈現正相關，其餘外資及投信的效果皆不顯著。. 第二節假說建立本章第一節將過往主併公司長期績效與機構投資人交易的相關文獻進行了歸納及探討，而本節將根基於過去的理論與實證結果，建立本研究的假說。關於機構投資人與主併公司購併績效之關聯，援引惠珉 (2014) 的實證研究，其發現在短期事件窗口下，機構投資人交易對於主併公司經營團隊有品質認證價值，並在三大法人中，惟外國機構投資人之淨買 (賣) 超與主併公司購併宣告效果有顯著的正向影響，投信、證券自營商則與主併公司購併宣告效果無顯著關係；兼之，王月玲 (2002) 及黃金蓮 (2000) 均發現外國機構投資人相較於國內機構投資人具有資訊優勢，其財務績效與股票績效表現皆有優於國內機構投資人的現象，顯見三大法人中，外國機構投資人時常為資本市場的領先者，對於投資標的之基本面與價值面較具有洞見力。故本研究將排除國內機構投資人交易，聚焦在外國機構投資人交易與主併公司長期績效之關聯，探討前述之品質認證價值是否在長期事件窗口下仍具效力。根據前述文獻之結論，預期外國機構投資人之持股變化對主併公司的長期經營品質具有正向的認證訊號，故建立假說一如下：.  假說一：外國機構投資人淨買 (賣) 超對主併公司購併長期績效有正向影響. 18.

(20) 施皓文 (2007) 以 1998 至 2003 年間發生購併活動的公司為樣本，將機構投資人對主併公司之交易分為完全淨買入與不完全淨買入。其研究發現，機構投資人完全淨買入之主併公司之長期股價及營運績效優於機構投資人不完全淨買入之主併公司。故本研究接下來進一步將外國機構投資人淨買 (賣) 超分群為淨買超與淨賣超，探究機構投資人交易行為分群之下與主併公司營運績效之關聯，建立假說二如下：.  假說二；外國機構投資人淨買超之主併公司之購併後長期營運績效較購併前為佳，外國機構投資人淨賣超之主併公司之購併後長期營運績效較購併前為差。. 李麗虹 (2011) 認為機構投資人持股變化與主併公司併後長期股價表現有顯著的正向影響，其利用配對公司法，發現主併公司在購併後的買進持有報酬率 (BHAR) 顯著較同業為高，顯示獲得外國機構投資人青睞的主併公司日後長期營運績效確實優於非購併同業。本研究以營運績效代替股票績效之 BHAR，比較主併公司與非購併同業公司之營運績效差異，故建立假說三如下：.  假說三：外國機構投資人淨買超之主併公司之長期營運績效較非購併同業公司為佳，外國機構投資人淨賣超之主併公司之長期營運績效較非購併同業公司為差。. 19.

(21) 第三章研究方法第一節資料來源一、. 購併交易相關. 本研究之主併與被併公司樣本資料來源由 SDC Platinum (Securities Data Corporation) 企業購併資料庫提供，尋找購併宣告日在 2003 年 1 月 1 日至 2012 年 12 月 31 日間所有台灣購併公司的資料。相關資料在企業特性部分為包含主併及被併之國家、產業、SIC 代碼、股票主要代碼；交易資訊部分為購併宣告日、交易金額、交易完成度等。. 二、. 企業股價、財務資料與市場指數. 樣本公司每日股價資訊與對應之大盤指數資料來源及主併公司/配對公司之所有財務資料皆以台灣經濟新報資料庫 (TEJ) 為主，並經由 S&P Capital IQ 補齊台灣經濟新報資料庫 (TEJ) 缺漏資料。另有少量資料如中央政府公債殖利率乃取自於理財寶資料庫 (CMoney) 。. 三、. 外國機構投資人淨買 (賣) 超. 機構投資人中，所謂三大法人涵蓋外國機構投資人、投信公司與證券自營商。本研究僅探討外國機構投資人每日淨買賣超股數占企業總流通股數資料，由台灣經濟新報資料庫 (TEJ) 提供為主。所謂外資，股票市場上常常被視為單一個體，但其範疇乃包含：合格境外機構投資者 (Qualified Foreign Institute Investors, QFII)、境內外僑，即居住在國內的外國僑民及國外華僑、海外基金。其中後兩者通常被稱為非合格境外機構投資者 (Non-QFII)。追溯至台灣早於 1990 年底時，便以開放 QFII 進入資本市場，2003 年起政府取消外國機構投資人投資股票之額度限制，自 2009 年起正式開放陸資來台投資, 依台灣證券交易所的外資法人，乃是依據「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。 20.

(22) 第二節樣本選取標準、分類及分布樣本選取標準本研究之樣本期間為 2003 至 2011 年共九年資料，以 SDC 資料庫篩選在台灣進行購併的上市主併公司為主要研究對象，且蒐集以購併宣告日前 30 個交易日至前 150 個交易日之外國機構人買賣超股數與購併宣告前一年度之企業總流通在外股數計算外國機構投資人之交易指標，樣本篩選標準表列如下：. 表 1 企業購併案件樣本篩選 01/01/2003-31/12/2011. 樣本數. 主併公司為台灣公開發行上市櫃公司. 1356. 購併型態為合併、資產收購、多數股權收購、公開收購交易且有揭露交易金額（排除少數股權收購與剩餘股權收購）. 336. 購併交易金額大於 100 萬美金. 320. 主併、被併公司非金融相關產業. 254. 購併交易為已完成狀態. 106. 排除同一交易日進行多起購併，僅保留一件作為樣本. 70. 資料來源：SDC 資料庫、本研究整理. 樣本分類及分布本研究研究外資機構投資人淨買 (賣) 超與長期營運績效之關聯，此處將以統計分配分述探討樣本公司依據購併案件樣本數量、跨國購併數量、產業相關性及外資淨買 (賣) 超家數之樣本分布。自表 2 可觀察本研究購併案已完成之購併案件數量，跨國購併、產業相關購性及被併公司特性。購併活動最活絡的年度是 2010 年，其次依序是 2005 年、2003 年及 2009 年，有趣的自金融海嘯發生之年度 2008 年之購併案高達 9 件，往後逐年成長至 2010 年，顯見全球金融危機的發生並未緩滯購併案的發生，反而促使企 21.

(23) 業於景氣低迷之時，大量投入並有效地完成購併案件。自統計表格中，另可見台灣購併案件以國內購併為主，跨國購併的比率僅 3 成。產業特性的部分，相關產業購併約為 6 成且集中在樣本期間前段，可能是台灣企業在金融海嘯前多以追求規模經濟為主，危機發生後為分散風險，始進行多角化購併。而進行購併的樣本公司內，共有 41 家外資機構投資人淨買超之主併公司，以及 29 家外資機構投資人淨賣超之主併公司。. 表 2 購併案件樣本數量、跨國購併數量、產業相關購併及外資買賣超分配表購併案件數年度. 跨國購併. 產業相關性. 外資買賣超. 數量. 跨國. 國內. 相關. 非相關. 淨買超. 淨賣超. 2003. 10. 3. 7. 7. 3. 8. 2. 2004. 5. 2. 3. 3. 2. 3. 2. 2005. 12. 5. 7. 10. 2. 7. 5. 2006. 5. 1. 4. 1. 4. 2. 3. 2007. 4. 2. 2. 3. 1. 4. 0. 2008. 9. 1. 8. 6. 3. 4. 5. 2009. 10. 2. 8. 6. 4. 4. 6. 2010. 13. 5. 8. 3. 10. 8. 5. 2011. 2. 0. 2. 1. 1. 0. 2. 總計. 70. 21. 49. 40. 30. 41. 29. 產業相關性由 SDC 資料庫之 SIC 碼前二碼決定，若前兩碼相同，視為相關購併，若前兩碼不同，則視為非相關購併。資料來源：SDC 資料庫、本研究整理. 第三節樣本敘述統計本研究依據主併公司購併宣告日前 30 至 150 日之外資累積淨買賣超股數之正負值分類成所有樣本、外資淨買超及外資淨賣超等三組樣本，並列示各分組樣本於購併當年度之營運績效的敘述統計表格如下方之表格 3 到表格 5 所示。根據統計表格，外資淨買超之主併公司有 41 個 (占總樣本 59%)，外資淨賣超之主併公司有 29 個 (占總樣本 41%)。值得注意的是，外資淨買超之主併公司 22.

(24) 於購併當年度 EVA/IC 之平均數、中位數皆低於外資淨賣超之公司，且其標準差高於淨賣超之公司。由於外資淨買超公司的營運表現在購併當年度表現得比外資淨賣超公司差，本研究在後面章節將探討主併公司在購併後的績效表現是否會有不一樣的情況，外資機構投資人交易是否對於主併公司長期營運績效具有品質認證的價值，下一章節的實證研究將進行論述。表 3：所有主併公司購併當年度之營運績效敘述統計表營運指標. 樣本數. 平均數. 中位數. 標準差. 最小值. 最大值. EVA/IC. 70. 0.0581. 0.0506. 0.1095. -0.1578. 0.5433. OPM. 70. 0.0464. 0.0635. 0.3661. -2.8360. 0.4422. ICT. 70. 1.6153. 1.3189. 1.4256. 0.0318. 9.3374. FCF/IC. 70. 1.2293. -0.0574. 6.8803. -31.7873. 33.3072. NOPAT/IC. 70. 0.3377. 0.2986. 0.2605. -0.4864. 1.0635. 資料來源：台灣經濟新報資料庫 (TEJ)、本研究整理表 4：外資淨買超的主併公司購併當年度之營運績效敘述統計表營運指標. 樣本數. 平均數. 中位數. 標準差. 最小值. 最大值. EVA/IC. 41. 0.0561. 0.0481. 0.1227. -0.1578. 0.5433. OPM. 41. 0.0866. 0.0608. 0.1256. -0.2087. 0.4422. ICT. 41. 1.5408. 1.2208. 1.2163. 0.2152. 4.9749. FCF/IC. 41. 2.1889. 2.6883. 8.9085. -31.7873. 33.3072. NOPAT/IC. 41. 0.3121. 0.2965. 0.2229. -0.0327. 1.0635. 資料來源：台灣經濟新報資料庫 (TEJ)、本研究整理表 5：外資淨賣超的主併公司購併當年度之營運績效敘述統計表營運指標. 樣本數. 平均數. 中位數. 標準差. 最小值. 最大值. EVA/IC. 29. 0.0609. 0.0693. 0.0898. -0.1085. 0.2892. OPM. 29. -0.0104. 0.0704. 0.5496. -2.8362. 0.2905. ICT. 29. 1.7893. 1.1171. 1.8211. 0.0173. 7.7577. FCF/IC. 29. -0.1289. -0.1319. 0.1431. -0.3696. 0.3153. NOPAT/IC. 29. 0.3740. 0.3523. 0.3605. -0.4864. 1.0015. 資料來源：台灣經濟新報資料庫 (TEJ)、本研究整理 23.

(25) 第四節差異檢定之建立本研究將先以差易檢定對外資買超及賣超之下的樣本公司，進行長期績效表現優劣性的單變數分析，選定營運績效：單位資本投入之經濟附加價值 (EVA/IC) 及單位資本投入之自由現金流量 (FCF/IC) 做為長期績效指標 (本章第四節「複迴歸模型之建立」將進一步說明營運績效指標之選擇方式與理論根據)，分別探討樣本公司在淨買超及淨賣超之下，其購併後 1~3 年與購併前 3 年平均之績效差異 (自身差異)，以及樣本公司與配對公司在購併後 1~3 年間之績效差異 (配對差異)。進行差異檢定前，將先檢視 EVA/IC 及 FCF/IC 及其成分指標之敘述統計分析，其中 EVA/IC 之成分指標為營益率 (Operating Profit Margin, OPM) 及投資資本週轉率 (Invested Capital Turnover, ICT)，FCF/IC 則為單位資本投入之稅前淨營業利益 (Net Operating Profit After Tax per Invested Capital, NOPAT/IC) 及單位資本投入之新增資本支出 (Change in Invested Capital per Invested Capital, ∆IC/IC)。然而，由於兩獨立樣本之平均數差異的 t 檢定在兩樣本變異數相同及不同時之標準誤計算方式不同，故本研究將使用 F 檢定來檢測兩樣本之母體變異數是否有顯著差異，若 F 檢定之結果為兩樣本之變異數相等，則使用配對 t 檢定進行上列之統計分析。. 表 6 配對樣本篩選表一、尋找與主併公司相同產業之公司，且於過去及未來三年內未進行購併活動二、以主併公司購併宣告日當年度之市值為基準，過濾出規模位於其 80~120% 區間之公司，未於本步驟篩選出配對公司時，則放寬條件至 70~130%，依此類推。三、選定與主併公司帳市值比最接近之公司做為單一同業配對公司。. 其中，本研究將依據主併公司購併前之產業特性、規模及帳市值比尋找並篩選配對之同業公司，以進行購併後長期績效衡量之對照組，選取之方法以與主併公司之上列特性最接近之公司做為配對樣本。由於 SDC 資料庫僅提供進行購併之公司資料，故這裡將改以台灣經濟新報資料庫 (TEJ) 提供之 TSE 碼尋找配對公司。. 24.

(26) 第五節複迴歸模型之建立複迴歸模型本研究使用複迴歸分析法，以營運績效代理變數 (EVA/IC、FCF/IC) 做為主併公司購併後長期績效的衡量指標，並以 Durbin Watson 檢驗，若無序列自我相關性存在，採用一般最小平方法 (Ordinary Least Squares, OLS) 估算，本論文針對探討議題共設計以下三個不同的模型，來進行複迴歸分析：模型一：以外國機構投資人累積淨買超及淨賣超 (虛擬變數) 為主要解釋變數。  主併公司宣告購併後第 i 年與購併宣告前三年的平均營運績效指標之差做為被解釋變數： (. 𝐸𝑉𝐴. (. 𝐹𝐶𝐹. 𝐼𝐶. 𝐼𝐶. )𝑆,𝑖 − (. )𝑆,𝑖 − (. 𝐸𝑉𝐴 ̅̅̅̅ ) = 𝛽0 + β1 DFHS𝑖 + 𝛽2 𝑅𝑂𝐴𝑖 + 𝛽3 𝐵𝑇𝑀𝑖 + 𝛽4 𝑆𝐼𝑍𝐸𝑖 + 𝐼𝐶 𝑆,𝑃𝑅𝐸 𝛽5 𝐷𝑅𝐸𝐿𝐴𝑉𝐴𝑁𝑇𝑖 + 𝛽6 𝐷𝐶𝑅𝑂𝑆𝑆𝑖 + 𝛽7 𝐷𝑃𝑈𝐵𝑖 + 𝛽8 𝐷𝑃𝑀𝑇𝑖 + ∑9𝑖=1 𝛽9 𝐷𝐼𝑁𝐷𝑈𝑆𝑇𝑅𝑌𝑖 + ∑9𝑖=1 𝛽10,𝑖 𝐷𝑌𝐸𝐴𝑅𝑖. 𝐹𝐶𝐹 ̅̅̅̅ ) = 𝛽0 + β1 DFHS𝑖 + 𝛽2 𝑅𝑂𝐴𝑖 + 𝛽3 𝐵𝑇𝑀𝑖 + 𝛽4 𝑆𝐼𝑍𝐸𝑖 + 𝐼𝐶 𝑆,𝑃𝑅𝐸 𝛽5 𝐷𝑅𝐸𝐿𝐴𝑉𝐴𝑁𝑇𝑖 + 𝛽6 𝐷𝐶𝑅𝑂𝑆𝑆𝑖 + 𝛽7 𝐷𝑃𝑈𝐵𝑖 + 𝛽8 𝐷𝑃𝑀𝑇𝑖 + ∑9𝑖=1 𝛽9 𝐷𝐼𝑁𝐷𝑈𝑆𝑇𝑅𝑌𝑖 + ∑9𝑖=1 𝛽10,𝑖 𝐷𝑌𝐸𝐴𝑅𝑖.  主併公司宣告購併後第 i 年與非購併同業營運績效指標之差做為被解釋變數： (. 𝐸𝑉𝐴 𝐼𝐶. (. )𝑆,𝑖 − (. 𝐹𝐶𝐹 𝐼𝐶. 𝐸𝑉𝐴 𝐼𝐶. )𝑆,𝑖 − (. )𝑀,𝑖 = 𝛽0 + β1 DFHS𝑖 + 𝛽2 𝑅𝑂𝐴𝑖 + 𝛽3 𝐵𝑇𝑀𝑖 + 𝛽4 𝑆𝐼𝑍𝐸𝑖 + 𝛽5 𝐷𝑅𝐸𝐿𝐴𝑉𝐴𝑁𝑇𝑖 + 𝛽6 𝐷𝐶𝑅𝑂𝑆𝑆𝑖 + ∑9𝑖=1 𝛽7 𝐷𝐼𝑁𝐷𝑈𝑆𝑇𝑅𝑌𝑖 + ∑9𝑖=1 𝛽6,𝑖 𝐷𝑌𝐸𝐴𝑅𝑖. 𝐹𝐶𝐹 𝐼𝐶. )𝑀,𝑖 = 𝛽0 + β1 DFHS𝑖 + 𝛽2 𝑅𝑂𝐴𝑖 + 𝛽3 𝐵𝑇𝑀𝑖 + 𝛽4 𝑆𝐼𝑍𝐸𝑖 + 𝛽5 𝐷𝑅𝐸𝐿𝐴𝑉𝐴𝑁𝑇𝑖 + 𝛽6 𝐷𝐶𝑅𝑂𝑆𝑆𝑖 + 𝛽7 𝐷𝑃𝑈𝐵𝑖 + 𝛽8 𝐷𝑃𝑀𝑇𝑖 + ∑9𝑖=1 𝛽9 𝐷𝐼𝑁𝐷𝑈𝑆𝑇𝑅𝑌𝑖 + ∑9𝑖=1 𝛽10,𝑖 𝐷𝑌𝐸𝐴𝑅𝑖. (三) 模型二：以外國機構投資人累積淨買賣超股數占主併公司總流通在外股數比率之自然對數做為主要解釋變數。  主併公司宣告購併後第 i 年與購併宣告前三年的平均營運績效指標之差做為被解釋變數：. 25.

(27) (. 𝐸𝑉𝐴. (. 𝐹𝐶𝐹. 𝐼𝐶. 𝐼𝐶. )𝑆,𝑖 − (. )𝑆,𝑖 − (. 𝐸𝑉𝐴 ̅̅̅̅ ) = 𝛽0 + β1 LNFHS𝑖 + 𝛽2 𝑅𝑂𝐴𝑖 + 𝛽3 𝐵𝑇𝑀𝑖 + 𝛽4 𝑆𝐼𝑍𝐸𝑖 + 𝐼𝐶 𝑆,𝑃𝑅𝐸 𝛽5 𝐷𝑅𝐸𝐿𝐴𝑉𝐴𝑁𝑇𝑖 + 𝛽6 𝐷𝐶𝑅𝑂𝑆𝑆𝑖 + 𝛽7 𝐷𝑃𝑈𝐵𝑖 + 𝛽8 𝐷𝑃𝑀𝑇𝑖 + ∑9𝑖=1 𝛽9 𝐷𝐼𝑁𝐷𝑈𝑆𝑇𝑅𝑌𝑖 + ∑9𝑖=1 𝛽10,𝑖 𝐷𝑌𝐸𝐴𝑅𝑖. 𝐹𝐶𝐹 ̅̅̅̅ 𝐼𝐶. )𝑆,𝑃𝑅𝐸 = 𝛽0 + β1 LNFHS𝑖 + 𝛽2 𝑅𝑂𝐴𝑖 + 𝛽3 𝐵𝑇𝑀𝑖 + 𝛽4 𝑆𝐼𝑍𝐸𝑖 + 𝛽5 𝐷𝑅𝐸𝐿𝐴𝑉𝐴𝑁𝑇𝑖 + 𝛽6 𝐷𝐶𝑅𝑂𝑆𝑆𝑖 + 𝛽7 𝐷𝑃𝑈𝐵𝑖 + 𝛽8 𝐷𝑃𝑀𝑇𝑖 + ∑9𝑖=1 𝛽9 𝐷𝐼𝑁𝐷𝑈𝑆𝑇𝑅𝑌𝑖 + ∑9𝑖=1 𝛽10,𝑖 𝐷𝑌𝐸𝐴𝑅𝑖.  主併公司宣告購併後第 i 年與非購併同業營運績效指標之差做為被解釋變數： (. 𝐸𝑉𝐴. (. 𝐹𝐶𝐹. 𝐼𝐶. 𝐼𝐶. )𝑆,𝑖 − (. )𝑆,𝑖 − (. 𝐸𝑉𝐴 𝐼𝐶. 𝐹𝐶𝐹 𝐼𝐶. )𝑀,𝑖 = 𝛽0 + β1 LNFHS𝑖 + 𝛽2 𝑅𝑂𝐴𝑖 + 𝛽3 𝐵𝑇𝑀𝑖 + 𝛽4 𝑆𝐼𝑍𝐸𝑖 + 𝛽5 𝐷𝑅𝐸𝐿𝐴𝑉𝐴𝑁𝑇𝑖 + 𝛽6 𝐷𝐶𝑅𝑂𝑆𝑆𝑖 + 𝛽7 𝐷𝑃𝑈𝐵𝑖 + 𝛽8 𝐷𝑃𝑀𝑇𝑖 + ∑9𝑖=1 𝛽9 𝐷𝐼𝑁𝐷𝑈𝑆𝑇𝑅𝑌𝑖 + ∑9𝑖=1 𝛽10,𝑖 𝐷𝑌𝐸𝐴𝑅𝑖. )𝑀,𝑖 = 𝛽0 + β1 LNFHS𝑖 + 𝛽2 𝑅𝑂𝐴𝑖 + 𝛽3 𝐵𝑇𝑀𝑖 + 𝛽4 𝑆𝐼𝑍𝐸𝑖 + 𝛽5 𝐷𝑅𝐸𝐿𝐴𝑉𝐴𝑁𝑇𝑖 + 𝛽6 𝐷𝐶𝑅𝑂𝑆𝑆𝑖 + 𝛽7 𝐷𝑃𝑈𝐵𝑖 + 𝛽8 𝐷𝑃𝑀𝑇𝑖 + ∑9𝑖=1 𝛽9 𝐷𝐼𝑁𝐷𝑈𝑆𝑇𝑅𝑌𝑖 + ∑9𝑖=1 𝛽10,𝑖 𝐷𝑌𝐸𝐴𝑅𝑖. 表 7 變數代號對照表. 變數代號. 解釋. 主併公司宣告購併後第 i 年的單位資本附加經濟價值比率與 ̅̅̅̅̅̅ 𝐸𝑉𝐴 𝐸𝑉𝐴 ( ) −( ) 𝐼𝐶 𝑆,𝑖 𝐼𝐶 𝑆,𝑃𝑅𝐸 其購併宣告前三年之平均之差主併公司宣告購併後第 i 年的單位資本自由現金流量比率與 ̅̅̅̅̅̅ 𝐹𝐶𝐹 𝐹𝐶𝐹 ( ) −( ) 𝐼𝐶 𝑆,𝑖 𝐼𝐶 𝑆,𝑃𝑅𝐸 其購併宣告前三年之平均之差 (. 𝐸𝑉𝐴 𝐸𝑉𝐴 )𝑆,𝑖 − ( ) 𝐼𝐶 𝐼𝐶 𝑀,𝑖. 𝐹𝐶𝐹 𝐹𝐶𝐹 ( )𝑆,𝑖 − ( ) 𝐼𝐶 𝐼𝐶 𝑀,𝑖. 主併公司宣告購併後第 i 年的單位資本經濟附加價值比率與其配對公司之差主併公司宣告購併後第 i 年的單位資本自由現金流量比率與其配對公司之差. 𝐿𝑁𝐹𝐻𝑆𝑖. 外資累積淨買 (賣) 超占前一年底總流通在外股數比率. 𝐷𝐹𝐻𝑆𝑖. 外資累積淨買超或淨賣超 (虛擬變數). 𝑅𝑂𝐴𝑖. 資產報酬率，以購併宣告前一年底之資料計算. 𝐵𝑇𝑀𝑖. 淨值市價比，以購併宣告前一季底之資料計算 26.

(28) 𝑆𝐼𝑍𝐸𝑖 D𝑅𝐸𝐿𝐴𝑉𝐴𝑁𝑇_𝑖 D𝐶𝑅𝑂𝑆𝑆_𝑖. 規模，取購併宣告日前一年底之ln(資產規模) 產業相關性，相關購併時，虛擬變數以 1 表示，否則將視為非相關購併，虛擬變數設為 0 跨國購併，購併交易為跨國購併時為 1，國內購併時為 0. D𝑃𝑈𝐵_𝑖. 被併公司狀態，公開上市時為 1，非公開上市為 0. D𝑃𝑀𝑇_𝑖. 購併支付型態，股票支付時為 1，現金支付時為 0. 𝐷𝑌𝐸𝐴𝑅_𝑖. 年份虛擬變數. 𝐷𝐼𝑁𝐷𝑈𝑆𝑇𝑅𝑌_𝑖. 產業虛擬變數. 變數定義一、. 被解釋變數. 本研究將以企業長期績效指標作為應變數，選取最能貼近營運面及經濟實質，不受會計財務報表操作影響之指標。參酌過去文獻衡量長期績效之方式眾多，以下概分為三大類型之評估方法：第一類是以累積超額報酬率法 (CAR) 及買進持有超額報酬率法 (BHAR) 為首的股票績效衡量指標，惟此種衡量方式所反映的乃是市場投資人反應，並非著眼於企業本身組織、營運、研究與發展改善的層面，故不予以考量。第二類將傳統財務報表分析如資產報酬率、股東權益報酬率、資產週轉率、財務槓桿比率、每股盈餘及淨利率做為衡量指標，該類指標多為財務報表未經調整之項目，易因會計方法之不同與經營階層之操作而模糊企業之經濟實質。並且，若以購併案為長期績效衡量之事件主體，購併導致之資產膨脹易產生財務比率使用上形成偏誤。第三類則是使用經濟附加價值 (EVA) 及現金流量 (FCF、OCF)為衡量指標，前者對於一般公認會計原則下所造成之扭曲，透過約當權益項目進行調整，求出公司實質的經濟價值。將股東與經理人的利益連結在一起，使操弄盈餘之技巧無法發揮。後者則以貼近公司價值關聯性的現金流量替代靜態財務比率做為績效衡量指標。本研究將專注於營運績效做為長期績效之衡量方式，故將以第三類型的績效衡 27.

(29) 量指標進行改良，並做為應變數使用，列舉如下：. (四) 單位資本投入之經濟附加價值 (EVA/IC)：由於傳統的財務報表及比率並未設算資金成本，使得公司價值未能完整呈現，如 Stern and Steward (1991) 其認為經濟附加價值 (Economic Value Added, EVA) 考量了公司的資金成本/機會成本，更能清楚地表達公司的內含價值。張仲岳及邱士宗 (2001) 認為 EVA 強調的是單位資本投入能夠為公司帶來多少的經濟附加價值，而過去文獻在探討企業購併時往往僅用經濟附加價值做為衡量，然則主併公司購併後資產規模大幅增加，僅以 EVA 做為主併公司購併後之營運績效指標將無法衡量主併公司購併後是否有效運用資本，故本研究參酌 Healy, Palepu and Ruback (1992)，以單位投入資本之經濟附加價值 (EVA/IC) 做為衡量主併公司購併後營運績效之指標。在經濟附加價值的計算上，前述之 Stern and Steward (1991) 建議在 EVA 的計算上須進行「約當權益」調整之項目多達 162 項，本研究受限於資料來源僅來自於台灣經濟新報 (TEJ)，故改採國內學者管玉儷 (2003) 及劉正田 (2001) 對於經濟附加價值計算之約當權益及應資本化項目調整方式。單位資本投入之經濟附加價值 (EVA/IC) 為稅後淨營業利益 (NOPAT) 扣除總投入資本 (IC) 乘以加權資金成本 (WACC) 後除以總投入資本，其操作型定義如下：. (. (. EVA EVAt )t = ，其中 EVA = NOPAT − IC × WACC IC (ICt + ICt−1 )/2. EVA ) ：第 t 年的單位資本之投入經濟附加價值 IC t. EVAt ：第 t 年的經濟附加價值 ICt ：第 t 年的資本投入其計算方式如下： (1) 稅後淨營業利益 (Net Operating Profit After Tax, NOPAT) NOPAT=(繼續營業部門稅前利益+應資本化費用)×(1 –稅率) 28.

(30) (2) 資本投入 (Invested Capital, IC) IC =資產總額−非計息負債+約當權益非計息負債＝應付帳款及票預+應付費用+預收款項+其他應付款+應付所得稅+其他流動負債. 前列之應資本化費用及約當權益之調整方式，參酌管玉儷 (2003) 及劉正田 (2001)，表列如下：. 表 8 應資本化費用及約當權益調整表調整項目. NOPAT. 研究發展費用. 廣告行銷費用. 遞延所得稅. IC. ＋當期研究發展費用×(2/3). ＋當期研究發展費用×(2/3). －前二期研究發展費用×(1/3). －前一期研究發展費用×(1/3). ＋當期廣告行銷費用×(2/3). ＋當期廣告行銷費用×(2/3). －前二期廣告行銷費用×(1/3). －前一期廣告行銷費用×(1/3). ＋所得稅費用. ＋遞延所得稅負債. －當期所得稅支付短期證券投資. 不需調整. ＋短期證券投資. 短期投資跌價損失. ＋當期短期投資跌價損益. ＋當期短期投資跌價損益. 應收帳款備抵呆帳. ＋當期應收帳款備抵呆帳. ＋應收帳款備抵呆帳. －前期應收帳款備抵呆帳在建工程. 不需調整. －在建工程. (3) 加權平均資金成本 (Weighted Average Cost of Capital, WACC) D. E. WACC = R D × D+E × (1 − t) + R E × D+E 表 9 加權平均資金成本項目 D. 說明負債市場價值，以負債帳面價值替代 29.

(31) E. 權益市場價值，自台灣經濟新報資料庫 (TEJ) 取得. RD. 負債資金成本，以利息費用除以計息負債計算之計息負債＝短期借款＋應付商業本票＋一年內到期長期負債＋長期負債. RE. 權益資金成本，以資本資產定價模式 (CAPM) 計算. WACC 為個別公司加權平均資金成本，其中權益資金成本 (R E ) 根據資本資產定價模式 (CAPM) 之計算公式如下： E(R i ) = R f + [E(R M ) − R f ] × βi 表 10 資本資產定價模型表項目 Rf. 說明無風險利率採用十年期中央政府公債殖利率，自理財寶資料庫 (CMoney) 取得. RM. 市場風險報酬率，自台灣經濟新報資料庫 (TEJ) 取得採用十年期台股滾動報酬率平均計算. βi. 貝他係數，自台灣經濟新報資料庫 (TEJ) 取得. (五) 單位資本投入自由現金流量 (FCF/IC)： Healy, Palepu and Ruback (1992) 認為以營業活動產生之現金流量替代淨利來衡量公司購併後的營運績效，可避免會計財務報表操作造成盈餘報導的扭曲。本研究遂以 Jenson (1986) 提倡之自由現金流量 (Free Cash Flow, FCF)進行衡量，並以 Lehn and Poulsen (1989) 與 Lang et al. (1991) 所提出之操作定義進行計算。過去文獻探討企業購併所選用的自由現金流量 (FCF) 指標多未考量營收額、資本額及公司規模，該因素皆會導致指標運用上產生偏誤，因此有文獻如倪鈺茹 (2007) 使用每股自由現金流量做為衡量指標。本研究考量以每單位資本投入能夠創造的自由現金流量為長期營運績效衡量之指標，故以資本投入 (Invested Capital, IC) 做為自由現金流量之平減，以期產生較為精確且貼近實務的研究結果，其操作型定義如下：. 30.

(32) FCF (OCFt − Capital Investmentst ) ( ) = IC t ICt FCFt ：第 t 年的自由現金流量 OCFt ：第 t 年的營運現金流量 Capital Investmentst ：第 t 年的必要資本投入其計算方式如下： (1) 營運現金流量=稅後淨營業利益 (NOPAT) NOPAT= (息前稅前盈餘+折舊調整項) × (1 − 稅率) (2) 必要資本投入為營運資金投資及固定資產投資之加總，分述如下： (a) 營運資金投資 (Net Working Capital Investment, WCInv) 即為淨營運資金投資變動量，以(應收帳款+存貨+現金+短期投資)− (應付帳款+其他應付款+一年內到期的長期負債+應付票據)，前列之計算不包含有利息收入之短期投資與有利息支出之短期借款。 (b) 固定資產投資 (Net Fixed Capital Investment, FCInv) 即為淨固定資產投資變動量，以固定資產扣除折舊後之前後期變動量。. 二、. 解釋變數. (一) 外資累積淨買超或淨賣超 (虛擬變數) 本研究欲以外資機構投資人之交易行為、持股變動探討其與主併公司購併後長期營運績效表現之關聯，故將樣本資料分為外資淨買超、淨賣超兩組，利用虛擬變數探來探討其與被解釋變數之關聯。以樣本公司購併宣告日前 150 至前 30 個交易日間，外資機構投資人累積淨買 (賣) 超個別公司股數之淨額計算累積計買賣超。若在購併宣告日前交易期間樣本公司之累積淨買 (賣) 超股數為正值，則視為淨買超，虛擬變數以 1 來表示，若該期間樣本公司之累積淨買 (賣) 超股數為負值，則視為淨賣超，虛擬變數以 0 來表示。. 31.

(33) (二) 外資累積淨買 (賣) 超綜觀過去文獻多受限於資料頻率的間斷性，並以季底機構投資人總持股比例做為機構投資人交易之變數，然則購併宣告日可能出現在一年當中的任何一天，故以季資料為解釋變數恐有難以貼近購併宣告日之現象。由於台灣證券交易所擁有每日機構投資人淨買 (賣) 超交易資訊，其尚可自台灣經濟新報資料庫 (TEJ) 中取得，遂本研究將參酌 Chen and Hong (2006) 之方式，首先以樣本公司購併宣告日前 150 至前 30 個交易日間，外資機構投資人累積淨買 (賣) 超個別公司股數之淨額計算累積計買賣超，並以外資機構投資人累積淨買 (賣) 超占個別公司購併宣告日前一季底之總流通在外股數比例為解釋變數。. 三、. 其他控制變數. (一) 資產報酬率 (Return on Assets, ROA) 參酌 Chen, Hartford et al. (2007) 之定義，以息前稅前盈餘 (EBIT) 占資產總額比率做為控制變數，反映企業經營能力。本研究以樣本公司購併宣告日前一年底資料為基準計算： ROA=息前稅前盈餘 (EBIT)÷資產總額. (二) 帳市值比 (Book to Market Ratio, BTM) 帳市值比為資產負債表上之股東權益帳面價值占股票市值之比率，Chen, Hamao et al. (1991) 認為帳市值比可用來作為投資人對公司成長性看好之程度，其中，高帳面市值比的公司相較於低帳面市值比有較高的報酬，此種現象即為帳面市值比效應，依此效應定義價值型與成長型。高帳面市值比即為價值型，而低帳面市值比則為成長型。又考量此變數可望降低規模效應，故本研究以樣本公司購併宣告日前一季底之普通股股本占普通股市值計算之： BTM=普通股股本÷普通股市值. 32.

(34) (三) 公司規模 (Firm Size) 採用 Schulman, Thomas et al. (1996) 之定義，以資產總額帳面價值之自然對數值做為公司規模之變數。本研究以樣本公司購併宣告日前一年之資產總額帳面價值為基準，計算如下： SIZE=ln (資產總額帳面價值). (四) 產業相關性 (虛擬變數) 以 SIC 編碼之前二位數視為主要產業分類碼，若主併公司與被併公司的 SIC 編碼前兩碼一致，則在本研究中視為相關購併，以虛擬變數 1 表示，否則將視為非相關購併，以虛擬變數 0 表示。根據 Healy, Palepu and Ruback (1992) 之文獻，相關產業內的購併活動可望增加資源有效配置，使企業能夠充分運用技術提升管理力。. (五) 跨國購併 (虛擬變數) 為反映跨國購併時可能會導致資訊不對稱的影響，使對於購併價值評價上產生偏誤，故本研究設定樣本公司進行跨國購併時，虛擬變數以 1 表示，進行國內購併時，虛擬變數以 0 表示。. (六) 被併公司狀態 (虛擬變數) Manapol, Phil and Krishna (2009) 研究英國購併案，發現主併公司在非公開上市公司購併案的短期宣告效果顯著高於公開上市公司之購併。但在長期績效表的部分，非公開上市公司購併案顯著劣於公開上市公司購併案，其可歸因於在有限的資訊之下，投資人容易做出過度樂觀的投資決策。故本研究設定被併公司公開上市時為 1，非公開上市時為 0。. (七) 購併支付型態 (虛擬變數) Sudi and Ashraf (2003) 研究 1983 至 1995 年間 519 家英國購併案件，發現以現金做為支付工具的主併公司長期績效顯著優於股票支付的購併案，故本研究設定以股票做為購併支付工具時為 1，以現金做為購併支付工具時為 0。 33.

(35) (八) 年分虛擬變數購併活動會受到逐年景氣因素之影響，本研究的樣本期間為 9 年，故共設有 8 個虛擬變數。. (九) 產業虛擬變數根據 SIC 編碼前兩碼為基準，將企業分為十大產業，由於本研究之樣本資料共涵蓋其中五大產業，故共設有 4 個虛擬變數。. 34.

(36) 第四章實證結果本章將呈現及說明本研究實證結果，並驗證本研究之三假說是否成立，共分為第一節差異檢定分析及第二節複迴歸分析兩個部分。. 第一節差異檢定分析本研究使用配對 t 檢定來檢測外資買賣超之主併公司購併 1~3 年營運績效表現，將樣本公司分為外資淨買超之主併公司及外資淨賣超之主併公司，分別自兩組別探討購併後營運績效及其成分指標的差異。由表格 11 可知，外資淨買超主併公司 EVA/IC 在購併後第二年顯著較購併前 3 年平均差，其成分指標之營益率 (Operating Profit Margin, OPM) 及投入資本週轉率 (Invested Capital Turnover, ICT) 皆有不顯著地下降趨勢，然而，購併後第三年因為投入資本週轉率提升，EVA/IC 有顯著地優於過去 3 年平均的表現。以 FCF/IC 來觀察會發現主併公司在購併後第一年有顯著負向的績效表現，同年度的 NOPAT/IC 有顯著的負值，表示購併第一年獲利能力顯著下降。在購併後第二年及第三年 FCF/IC 表現皆有不顯著之負向關係，顯見獲利能力雖然有改善，但未能在樣本期間內實現綜效。若與非購併同業公司比較，EVA/IC 於購併後第三年始有不顯著優於同業公司的表現，FCF/IC 則在購併後第一年有顯著又優於同業之表現，購併後第二年及第三年則有不顯著之正向表現，表示相較於非購併同業而言，主併公司未能在購併後三年內有效地實現購併綜效，不過在擁有優越於同業的 FCF/IC 之下，顯示未來能用以創造成長之現金流量豐沛。另外，觀察表格 12，可發現外資淨賣超主併公司在購併後第一年至第三年 EVA/IC 皆表現地相較於購併前水準差，甚至在購併後第一年有顯著劣於同業之表現，雖 FCF/IC 在購併後第三年有顯著優於自身過去水準，但購併後未能有顯著地高於同業水準，顯見外資不看好之主併公司購併後之績效表現在營益率及資本投入周轉率表現皆差。. 35.

(37) 表 11：外資淨買超主併公司營運績效差異檢定（Pair t-test） 𝐸𝑉𝐴 𝐼𝐶. OPM. ICT. 𝐹𝐶𝐹 𝐼𝐶. 𝑁𝑂𝑃𝐴𝑇 𝐼𝐶. ∆𝐼𝐶 𝐼𝐶. 併後第一年. 平均. -0.021. 0.786. 0.125. -0.693***. -0.021**. -0.039. 與過去差異. t值. -1.474. 0.992. 0.970. -2.709. -2.101. -1.437. 併後第二年. 平均. -0.058***. 0.739. 0.100. -0.269. -0.041. -0.001. 與過去差異. t值. -3.554. 0.956. 0.872. -1.053. -1.652. -0.053. 併後第三年. 平均. 0.063*. 0.740. 0.142. -2.276. -0.047. -0.003. 與過去差異. t值. 2.805. 0.949. 0.818. -1.232. -1.276. -0.136. 併後第一年. 平均. -0.008. -0.029. 0.024. 7.196*. -0.010. -0.059. 與同業差異. t值. -0.339. -0.939. -0.094. 2.448. -0.602. -1.922. 併後第二年. 平均. -0.028. -0.055. -0.153. 3.890. -0.017. 0.022. 與同業差異. t值. -1.492. -1.091. -0.659. 1.628. -1.278. 0.739. 併後第二年. 平均. 0.005. -0.010. -0.175. 1.188. 0.002. 0.043. 與同業差異. t值. 0.875. -0.193. -0.690. 0.795. 0.104. 1.000. 註：***表示在 1%水準下顯著，**表示在 5%水準下顯著，*表示在 10%水準下顯著。表 12：外資淨賣超主併公司營運績效差異檢定（Pair t-test） 𝐸𝑉𝐴 𝐼𝐶. OPM. ICT. 𝐹𝐶𝐹 𝐼𝐶. 𝑁𝑂𝑃𝐴𝑇 𝐼𝐶. ∆𝐼𝐶 𝐼𝐶. 併後第一年平均. -0.061**. -0.175. 0.087. 0.020. -0.042*. -0.026. 與過去差異 t 值. -3.524. -1.357. 0.652. 0.463. -1.613. -0.606. 併後第二年平均 -0.070*** -0.067 -0.137. 0.072. -0.052***. -0.079**. 與過去差異 t 值. 2.365. -3.045. -2.545. -3.949. -2.570 -0.884. 併後第三年平均 -0.080*** -0.075 -0.198 0.103*** -0.061*** -0.103*** 與過去差異 t 值. -4.246. -2.464 -1.309. 併後第一年平均. -0.062*. -0.169. 與同業差異 t 值. -1.882. 併後第二年平均. -0.037. 3.764. -3.280. -3.397. 0.263. -0.074*. -0.060*. 0.075**. -1.249. 0.759. -1.820. -1.739. 1.844. -0.017. 0.010. 0.046. -0.043. -0.045. 36.

(38) 與同業差異 t 值. -1.252. -0.684. 0.033. 1.345. -1.441. -1.343. 併後第二年平均. -0.051. -0.022 -0.129. 0.011. -0.051. -0.019. 與同業差異 t 值. -1.632. -0.815 -0.391. 0.322. -1.610. -0.517. 註：***表示在 1%水準下顯著，**表示在 5%水準下顯著，*表示在 10%水準下顯著。. 第二節複迴歸分析在本章前兩節，分別自敘述統計分析及差異檢定分析部分瞭解到外資淨買超之主併公司雖然在購併宣告年度之營運績效有比較差的起始點，但在購併之後，由於在營益率及投入資本週轉率方面有良好的表現，因而在購併後三年內分別有顯著及不顯著優於自身過去與同業的水準。然則，前兩節之實證方法為單變數分析模型，雖然提供了樣本大致上的分布與內涵概要，但由於未將潛在干擾因子控制住，如產業週期、成長階段、跨國購併及購併企業的產業相關性等等，因此未能在本節以前有所斷言。因此，本節將帶入複迴歸分析，納入控制變數的考量後，利用本研究設立之兩個主要解釋變數進行分析，主要探討外資機構投資人買超及賣超之虛擬變數 (DFHS) 以及外資機構投資人買 (賣) 超股數占總流通在外股數比例 (LNFHS)，對此值取以自然對數之目的在於避免產生過小之迴歸係數。並以上述之解釋變數觀察外資機構投資人交易與主併公司長期營運績效之關聯。而在使用所建立之模型探討被解釋變數與解釋變數關係之前，已透過檢測變異數膨脹因子 VIF 值 (Variance Inflation Factor) 來測試模型是否存在共線性問題，本研究使用之模型中，各解釋變數之 VIF 值均小於 2.83，個模型整體平均 VIF 值未超過 2，顯示共線性問題不存在。以 Stata 統計軟體對本研究之複迴歸式進行 Durbin Watson 自我相關性檢定，若複迴歸式有序列自我相關，則不宜使用最小平方法進行迴歸分析。本研究所採納之迴歸 D 統計臨界值為 DL (19,70) =0.880 及 DU (19,70) =2.172。經測度之後發現所有樣本迴歸式的 D 統計值均落在 DL 及 DU 之間，故未能判斷其是否具有序列自我相關，因此我們將使用最小平方法進行迴歸模型檢測本研究之假說：. (一) 假說一：外國機構投資人淨買 (賣) 超與主併公司購併長期績效呈正向關係 (二) 假說二：外國機構投資人淨買超之主併公司之購併後長期營運績效較購併前 37.