泰山石油市盈率太高

1. 青島雙星股票增發是利空還是利好

上市公司增發是擴充股份募集資金開發新項目，有利於業績增長。本來是利好的信息，但由於中國平安和中國聯通的大額度非理性融資，被認為是從股市大肆圈錢的行為，現在股市視上市公司增發如豺狼洪水，所以在這種情況下的增發比然會導致股價大幅下落的。
就000559青島雙星股票增發來說是非公開發行6000萬~7500萬，定向增發的量不大，而且是有限售條件的，所以對股價走高我認為是支持的。

2. 並購溢價的影響並購溢價的因素分析[1]

並購通常的含義是指以上市公司為對象的合並或控股權的收購，即在並購中可以觀察到上市公司控股權的轉讓，但有時也可指以非上市公司為對象的合並或收購，本文是在後一含義下運用並購這一概念的。並購溢價則是指並購中主並方支付的高於被並企業資產價值的部分，它可以表達為： 並購溢價= （並購價格―被並資產價值） 主並公司並不會在所有的情況下都願意支付一個數值為正的並購溢價，如果說股東追求影響並購溢價的因素分析實證分析中國並購評論財富最大化是假定前提，並購可以為主並公司帶來價值增值是主並方願意為並購支付一個數值為正的並購溢價的必要條件；那麼，被並公司的股票供給曲線具有正的斜率、有多個公司願意收購被並公司且均預期並購會帶來價值增值，就是主並方支付並購溢價的充分條件。因此，我們可以說，並購溢價的存在是有其合理性的。這個合理性在於企業並購會產生財富的增值，這一增值會在並購雙方間分配。因此，並購溢價也可以定義為企業並購增值中分給被並公司股東的那部分價值。我們研究影響溢價的因素，實際上就是研究影響公司並購增值的因素和影響公司並購增值分配的因素。
關於影響並購溢價的因素問題，國外學者有很多研究。Nielsen（1973）等人研究了並購的協同效應與並購溢價的關系，他們試圖找出主並公司預期的協同效應在多大程度上能夠解釋並購溢價，Nielsen等人選擇了反映協同效應動因的18個因素，運用線性多元判別方法（LMDA）進行了實證分析。他們的研究以128起換股方式進行並購的案例為樣本，根據溢價水平將樣本分為3組：30起溢價在20.30%的並購案作為基準組，50起溢價高於30%的為高溢價組，48起溢價低於20%的為低溢價組。通過運用LMDA方法對18個因素進行識別，發現以下4個因素對並購溢價有顯著的影響：
（1）相對PE（市盈率）比率；
（2）主並企業主營利潤比率；
（3）預計並購前後EPS（每股盈利）變化的百分比；
（4）預計並購前後現金流比率。
前2個因素的判別系數為正，即其值越高，溢價越高；後2個因素的判別系數為負，即即其值越高，溢價越低。
Melicher（1978）等人在另一篇文章中再次研究了並購溢價與多種財務變數的關系。在文章中，Melicher等人將並購分為佔領更大市場份額型、進入新的領域型和混合型並購，以116個換股並購案為樣本，通過進行多元線性回歸估計發現，並購前主並企業對被並公司的PE倍數（RPE）和並購前主並企業的EPS百分比變化（△EPS）與並購溢價具有顯著的相關性，其他的財務數據則缺乏相關性。譬如，並購前被並企業EPS數據除以之前4年的平均 EPS得出的EPS變化趨勢與溢價就缺乏相關性，而人們一般會預期主並企業會為具有相對更高EPS趨勢的企業支付更高的溢價。Ferris（1977）等人研究了現金並購的溢價與多種解釋變數之間的相關性。論文著重研究了現金並購中溢價的確定，並根據對為50個現金並購案的回歸估計提出了現金溢價模型參數的經驗估計。Ferns等人認為並購溢價是被並企業股票所有權的分散程度（Si）、最近股票的歷史價格（Pi）、整體市場狀況（M）和主並企業的相對談判地位（Bij）的函數。其分析的結論為： Si越大（股權越分散）並購溢價就越高；Bij越強，支付的溢價越低，至於Bij的狀況則取決於並購前主並方已擁有的被並方的股票數量、內部信息的獲得；主並方的財務狀況；被並方管理層對並購的反對程度。以上兩因素的作用在統計意義上是顯著的。但Pi和M對溢價的影響是不確定的。上述研究證明，主並公司業績越好、支付能力越強，並購時支付的溢價越高。 我們將參考上述文獻提供的研究方法，採用我國並購案的有關數據對相關因素對並購溢價的效應做一實證分析。在進行實證分析之前首先需要確定研究的樣本和分析的變數，即採用哪些公司的數據進行這一研究，哪些因素可能對並購溢價有顯著的影響。我們首先選定了1998—2001年之間完成的11起並購做為研究的樣本，樣本的情況見表1：
表1:11起並購案的簡要情況 收購方被收購方預案公告日收購方被收購方並購公告日 太極集團（600129）重慶中葯（0591）1998-02-17龍電股份（600726）華源電力2000-01-13 清華同方（600100）魯穎電子1998-10-30華聯控股（000036）深中冠（A0018）2000-09-01 新潮實業（600777）新牟股份1998-12-07亞盛實業（600108）龍喜股份2000-09-08 正虹科技（000702）城陵磯1999-05-19泰山石油（000554）魯潤股份（600157）2001-03-13 華光陶瓷（000655）匯寶股份1999-05-22太極集團（600129）西南葯業（600666）2001-05-15 惠天熱電（000692）房聯股份1999-12-31註： 資料來源於對相關公司公告內容匯總而成。
樣本公司的挑選是遵循以下原則進行的：
（1）主並與被並公司並購前3年的主要財務數據相對完整；
（2）通過並購，主並公司獲得被並公司的控股權；
（3）由於1995年以前的財務數據不規范，因此，並購公告的時間不能早於1998年。由於上市公司的數據相對准確、完備，因此所選擇的主並公司都是上市公司，有些被並公司雖然不是上市公司，但選擇的都是仍然可以從主並公司的年報和公告中得到必要數據的公司。根據這些原則我們選擇了11起並購，涉及21家公司（其中1家公司分別並購了另外2家公司）。11起並購的平均溢價為174-18%，其范圍在758-26%和10-10%之間。
而分析變數是通過如下步驟確定的：
（1）以文獻提及的各種因素做為研究的候選變數；
（2）將所有候選變數對並購溢價做散點圖以考察每個變數與並購溢價的相關性，先將那些與並購溢價缺乏相關性的變數刪除；
（3）再考察篩選後剩餘變數之間的相關性及變數與並購增值和增值分配的關系，在此基礎上對變數進行分類；
（4）考察變數之間的替代性，考慮所需數據獲得的難易程度，最終將變數確定為16項。
樣本公司的財務數據的主要特徵見表2。
表2:21家樣本公司的財務數據特徵 3年平均並購前第1年並購前第2年並購前第3年 1、主並公司收益高的比率（%）90.9091100.000090.909172.7273 2、主並公司平均凈利潤/總資產（%）8.30617.48628.82358.6087 3、被並公司平均凈利潤/總資產（%）6.32186.66646.93225.3668 4、平均凈利潤/總資產差值1.98430.81991.89133.2419 p.value0.26850.50420.32250.3241 5、主並公司ROE高的比率（%）66.666754.545572.727372.7273 6、主並公司ROE0.16440.13130.17420.1877 7、被並公司ROE0.12560.11950.13830.1190 8、ROE差值0.03880.01180.03590.0687 p.value0.27230.51080.41840.3037 9、主並公司負債/權益比高的比率（%）45.454545.454545.454545.4545 10、主並公司負債/權益比0.95760.83380.99761.0413 11、被並公司負債/權益比1.17881.02971.19461.3119 12、平均負債/權益比率差－0.2212－0.1959－0.1969－0.2706 p.value0.53800.53670.60020.5619 13、主並公司每股收益0.44320.40400.40560.5200 14、被並公司每股收益0.22830.21780.26430.2027 15、每股收益差0.21500.18620.14130.3174 p.value0.02080.00040.12560.0718 16、主並公司盈利/市值0.05580.05860.05850.0502 17、被並公司盈利/市值（僅上市公司）0.04350.03030.05050.0498 18、盈利/市值差0.01230.02480.00800.0005 p.value0.37000.01970.62270.9940 19、主並公司市盈率高的比率（%）27.7778033.333350.0000 20、主並公司現金流/市值0.06230.07390.07040.0425 注:p.value是等均值等方差雙樣本t檢驗（雙尾）。
從表2可見：主並公司傾向於比被並公司具有更高盈利性，表2中每一項均值主並公司都比被並公司強，但它們在90%的置信水平上沒有顯著區別，屬正常波動范圍，而且主並公司的凈利潤/總資產比、ROE和每股收益並購前3年均呈逐年下降情形。Estomin（1986）的研究樣本呈現並購前主並公司經營狀況惡化且主並公司比被並公司的盈利性顯著較低。 在對樣本進行計量經濟學的估計時，由於一些獨立變數具有多重共線性，又由於變數數目大於樣本數目，因此，沒有採用普通最小二乘法，而是運用了更適合的偏最小二乘回歸的方法。實證檢驗的結果如下：
表3:運用偏最小二乘回歸法進行實證檢驗的結果 變數代號重要性系數 此次並購前主並公司的並購次數N0.67－0.0070 市場總體狀況△INDEX0.420.0806 支付方式（換股：1；現金：0）P1.070.1611 並購類型（縱向、橫向：0；混合：1）K0.66－0.0531 主並公司並購前總資產ASSETA1.28－0.2419 被並公司並購前總資產ASSETB1.25－0.2093 主並/被並公司ROE比RROE1.16－0.1296 被並/主並EPS趨勢（前1年/前2、3年平均）REPST0.76－0.0923 被並/主並EPS變化（3年方差/均值）REPSV0.78－0.0476 並購雙方負債/總資產的差值DL0.630.1415 主並公司並購前2年內平均現金流變數CFA0.79－0.1065 主並公司（負債/總資產）變化率（前1年超過前2年的比例）△LA2.160.4988 主並公司EPS變化率（前1年超過前2年的比例）△EPSA0.85－0.1112 主並公司前1年市盈率PEA1.020.1811 主並公司前1年ROEROEA0.76－0.1545 被並公司前1年ROEROEB0.660.0287 註： 本表數據是使用simca.p統計軟體對樣本公司的數據進行計算得出。
根據偏最小二乘的回歸結果我們可以看到，重要性大於2（作用非常顯著）的因素只有一項，即主並公司的負債/總資產變化率。該變數系數為正說明負債情況惡化越嚴重的主並公司為並購支付的溢價越大，因此，可以認為主並公司希望通過並購擺脫自身債務的窘境成為願意支付溢價的主要原因。這也反映了對於這些樣本公司，企業並購並沒有成為企業實施發展戰略途徑，而在很大程度上將並購變成了希望在短期迅速提升業績的手段。
重要性在1~2之間（作用顯著）的有5項：
（1）支付方式的系數為正，說明換股支付的溢價相對比現金支付要大；
（2）主並公司並購前總資產。一般的說，主並公司規模越大，自身更可能具有資源和專業知識，在並購中更容易獲得談判優勢，因而有可能支付較少的並購溢價，因此，該變數的系數應為負；但是，規模大，支付能力更強，往往也會導致支付更高的溢價。樣本公司的該變數系數為負，表明並購中主並公司規模越大，越有助於降低所支付的並購溢價。
（3）被並公司並購前總資產。從理論上講，被並公司的規模越大，並購的規模效應越明顯，大公司有更強的談判能力，因此，被並公司規模大更可能獲得較多的並購溢價，因此，該變數的系數應為正。但是，樣本公司的系數為負，這表明被並公司沒有因為規模大而獲得更高的溢價，這可能是由於規模大支付的總金額大，因而使並購公司的支付壓力加大，這會有效地遏止並購溢價的提高。
（4）主並公司與被並公司ROE比的系數為負，表明樣本中的主並公司並購前盈利能力越差，並購時支付的溢價規模越大，而主並公司並購前盈利能力越強，並購時支付的溢價越少。這與國外學者的研究結論相反，它顯示樣本中的主並公司希望藉助並購改善經營狀況和盈利能力惡化的局面。越是狀況不好的企業，越急切的希望能夠憑借一次並購挽回敗局，不惜為並購支付高額溢價，這再次反映了我國企業並購心態的不成熟。很多上市公司純粹為了粉飾報表而進行的所謂「報表並購」，就是這一結果的最好注腳。
（5）主並公司前1年市盈率的系數為正，這反映了主並公司支付高溢價的自由度。而且根據變數之間的相關性分析，該變數與支付方式正相關，也就是高PE比率的公司傾向於用換股方式支付溢價，並且支付的溢價比低PE比率的公司大。因為高PE比率公司的股價可能被市場高估，而這時運用換股方式對主並公司有利。
根據我們的分析，以上6項對並購溢價的影響顯著或很顯著。其餘的各項其影響則十分有限；但具體地說，各項的情況仍有不同。樣本公司的主並公司並購前的並購次數、市場總體狀況、並購類型、並購雙方負債/總資產的差值和被並公司前1年的ROE等項因素對溢價的影響雖然有限，但它們的系數方向都是與經驗一致的，即主並公司的並購經驗、大市的景氣、橫向或縱向的並購、被並公司的債務比率越低以及被並公司前一年的ROE越高，則並購溢價越高；反之，則低。而另外5項（主並公司EPS變化率、主並公司現金流變數、被並/主並EPS變化、被並/主並EPS趨勢和主並公司前1年ROE）的系數與經驗的結果相反，這意味著主並公司的業績越差，其支付的並購溢價越高，這進一步證實了前述判斷，即這些樣本公司進行並購的主要目的是擺脫困境並希望能在短期迅速提升業績。 為了保證實證分析的結果的科學性，我們需要進行敏感性分析，看看不同方法得出的結論有無明顯的差異。這里，我們所用的是小樣本逐步回歸的方法 ( 該方法的運用參照了肖筱南的文章和張堯庭、方開泰的著作。)。在運用這一方法時，採取分階段分批逐步回歸的篩選方式，克服樣本較小的缺陷，以達到比較滿意的效果。基本的做法是將解釋變數隨機分成若干批，使每批自變數的個數少於樣本數的一半，然後在同一顯著水平下，分階段分批進行逐步回歸。首先，對每批解釋變數分別進行回歸分析，選出對因變數作用顯著的因子；然後，將每批挑出的變數再隨機分成若干批，繼續進行逐步回歸，挑選對因變數作用顯著的因子；這一過程不斷進行，直至最後挑選出若干個對因變數作用顯著的解釋變數為止。在顯著水平均為0.05的條件下，進行分階段分批逐步回歸分析，結果為表4：
表4:分階段逐步回歸的結果 階段批數批中的變數入選變數顯著性F值P值 11CFA，△LA，△EPSA，RROECFA，△LA9.8440.007 2REPST，REPSV，△EPS，N，△INDEX無3K，PEA，ROEA，ROEB無4P，ASSETB，ASSETA，DL無21CFA，△LACFA，△LA9.8440.007 篩選出的變數為CFA（現金流）和△LA[主並公司（負債/總資產）變化率]，對這兩個變數作多元回歸，結果如下：
δ =360.984－5681.989CFA+358.222△LA
檢驗結果見表5。
表5多元回歸檢驗：
(a)多元回歸F檢驗結果 模型平方和自由度平方均值F值顯著性 1回歸359009.7712179504.8869.8440.007 殘差145873.947818234.243總值504883.71810(b) 多元回歸t檢驗結果 模型非標准化系數（β）標准差標准化系數（β）t值顯著性 1常數項360.98495.0263.7990.005 CFA－5681.9892300.486－0.486－2.4700.039 △LA358.22285.3550.8254.1970.003 通過篩選，只有主並公司並購前負債/總資產變化率和主並公司並購前2年內平均現金流變數2變數對並購溢價影響顯著，前者為正，後者為負，這一結果與偏最小二乘回歸結果本質是一致的，即並購溢價主要與並購前主並公司的經營狀況有關，主並公司經營業績越差，為並購支付的溢價越大。
如果我們將樣本按照並購類型分為兩類，橫向與縱向並購為一類，混合並購為另一類，仍用偏最小二乘回歸法分別考察兩類並購的溢價影響因素，我們可以得到表6：
表6按並購類型分類得到的實證檢驗結果 變數橫縱並購系數系數重要性混合並購系數系數重要性代號 此次並購前主並公司並購次數－0.00770.65N 市場總體狀況0.02210.33△INDEX 支付方式（換股：1；現金：0）0.12041.09P 並購類型（縱向、橫向：0；混合：1）K 被並公司並購前總資產－0.19271.330.08390.73ASSETB 主並公司並購前總資產－0.24600.95－0.15781.37ASSETA 主並/被並公司ROE比－0.11631.170.10630.92RROE 被並/主並EPS趨勢（前1年/前2、3年平均）－0.00811.14－0.06310.55REPST 被並/主並EPS變化（3年方差/均值）0.00070.56－0.15021.31REPSV 並購雙方負債/總資產的差值0.10810.630.05180.45DL 主並公司並購前2年內平均現金流變數－0.22930.74－0.04860.42CFA 主並公司（負債/總資產）變化率0.63532.12－0.10570.92△LA 主並公司EPS變化率（前1年超過前2年的比例）0.05210.86－0.13191.14△EPSA 主並公司前1年市盈率0.16670.780.1.33PEA 主並公司前1年ROE－0.18960.84－0.08260.72ROEA 被並公司前1年ROE0.07821.030.12110.61ROEB 由表6可見，橫向與縱向並購的實證結果與總並購樣本的實證結果基本一致，影響橫向與縱向並購溢價的最主要因素是主並公司（負債/總資產）變化率。結合其他變數的重要程度與影響方向，同樣可以得出以下結論： 樣本公司在面臨業績下降、負債增加的困境時，更願意進行並購並為實現並購付出高額的並購溢價。
但混合並購的實證結果卻有所不同。
首先在混合並購的實證結果中，沒有發現對並購溢價影響很顯著的因素出的變數；
其次，主並公司（負債/總資產）變化率的系數為正且重要性不顯著，而且主並公司的現金流變數和並購雙方負債/總資產的重要性均不明顯。也就是說，扭轉主並公司經營和負債的頹勢不是混合並購的主要目的。
根據表6，被並/主並公司EPS變化和主並公司EPS變化率對於混合並購溢價的影響與橫、縱並購溢價的影響明顯不同。這兩項系數均為負，且均比橫縱向並購下的重要性大得多，因此可以認為混合並購的主要目的是改善盈利狀況。 通過以上的研究與分析，我們可以得出以下的結論：
（一）國外的研究表明，主並公司有更高的市盈率、更高的利潤、更多的現金流，被並公司有更大的規模、更低的負債/資產比率、更好的業績，主並公司支付的並購溢價就越高。但是，通過對樣本公司的研究，我們發現這些公司的情況相反，主並公司的負債比率越高、利潤情況越差，越願意為並購支付高額的溢價。這一結論經過敏感性分析仍然成立。這表明，這些樣本公司的並購目的主要不是為了發展，更多的是為擺脫困境。這既影響了並購作用的充分發揮，必然也會提高並購溢價的幅度，增加並購的成本。11起並購案只佔中國近年發生的並購案的很少部分（1998—2000年僅上市公司控股權轉讓的並購就有552起），但它所反映的現象具有一定的代表性。
（二）在經過篩選的16項對並購溢價有較大影響的因素中，只有6項在統計上是顯著的，其餘10項的結論在統計意義上不顯著，其中還有一半的結論與理論和經驗的結論相反。這進一步表明樣本公司的並購行為不夠規范，市場化程度不夠，非市場因素的影響還很大，短期戰術性的考慮勝過長期戰略性的考慮。
（三） 根據樣本公司的情況可以看到，影響公司並購溢價的主要是以下因素：支付方式、主並與被並公司的總資產、主並公司的凈資產收益率、市盈率、每股收益、並購前的現金流和負債/資產比率，另外，並購次數、市場狀況、並購類型、被並公司前1年的ROE對並購溢價也有一定的影響。這一研究為公司並購如何減少溢價的支付提供了考慮的方向。有些受自身條件約束，公司無能為力，譬如公司的規模、業績、並購次數等方面的指標；有些則是公司可以追求的，譬如市場狀況、公司的市盈率、負債/資產比率等。也就是說，公司可以選擇大市相對疲弱、本公司股價相對較高、本公司負債/資產比率相對較低、本公司現金流相對較充分時進行並購就可以有效地降低並購溢價的支付。當然，公司對並購有更多的了解、更有經驗，包括書本經驗和實際經驗，都有助於降低並購溢價的支付。這里需要注意的是，在其他條件不變的情況下，較高的並購溢價有時也意味著並購後有較大的協同效應，有利潤較快增長的前景，因此，對主並公司或投資銀行來說，可以做的是在公司利潤增長前景和並購溢價之間尋求均衡點，盡力擠掉利潤增長分析中的水份，使並購溢價物有所值、物超所值。