基于因子分析的醫(yī)藥行業(yè)并購重組實證研究

1、 . . . 基于因子分析的醫(yī)藥行業(yè)并購重組實證研究師大學 朱虹、小丹、王彥茹摘要本文對1999-2002年28家中國醫(yī)藥行業(yè)上市公司的財務報告數據（其中15家公司采用橫向并購數據，13家公司采用混合并購數據），進行因子分析和層次分析。首先運用因子分析法，建立了關于橫向并購和混合并購的綜合評價模型，計算各上市公司第一公共因子（盈利能力）得分和第二公共因子（償債能力）得分，根據因子得分，得到了各上市公司經營效益的綜合名次。結果表明：橫向并購和混合并購都有利于提高公司的經營效益，而且橫向并購更有利于提高公司的獲利能力，而混合并購則更有利于提高公司的償債能力；從短期角度看，橫向并購比混合并購能更快地

2、發(fā)揮效益；而從長期角度看，則是混合并購比橫向并購更能為公司帶來好的前景。其次運用層次分析法，針對橫向并購和混合并購兩個方案進行量化比較，選出最優(yōu)方案，以此作為公司下一年決策的參考。利用因子分析的結果來構造判斷矩陣，建立了層次分析法模型，且模型通過了各種檢驗。結果表明：橫向并購為最優(yōu)決策方案；最有潛力的5家公司為：金陵藥業(yè)、錢江生化、白藥、九芝堂、廣濟藥業(yè)；急需整改的5家公司為：醫(yī)藥、輕騎海藥、ST合成、威達醫(yī)械、中西藥業(yè)。兩種方法的結果表明，本文建立的統(tǒng)計模型具有一定的合理性，可為我國醫(yī)藥行業(yè)上市公司的健康發(fā)展提供一些有益參考。關鍵字：規(guī)模經濟效應因子分析實證分析 層次分析法 判斷矩陣45 /

3、 47目錄摘要I一、問題描述1二、企業(yè)并購的基本理論知識2三、數據描述3四、模型建立與指標的選取4五、求解和檢驗7六、模型結果分析10七、層次分析23八、政策建議34參考文獻35附錄36一、問題描述研究背景隨著經濟全球化浪潮洶涌而至，世界圍的兼并收購越演越烈。在激烈的市場競爭中，企業(yè)只有不斷發(fā)展壯大，才能在競爭中奪得立足之地。企業(yè)發(fā)展壯大的途徑一般有兩條，一是靠企業(yè)自身資本的積累，實現漸進式的成長;二就是通過企業(yè)并購，迅速擴展自身規(guī)模，實現跳躍式發(fā)展。企業(yè)并購作為一種重要的外部擴形式，扮演著重要的角色?？v觀全球經濟發(fā)展過程，自19世紀初末20世紀初美國發(fā)生的第一次企業(yè)并購浪潮以來，企業(yè)并購方興

4、未艾，一浪高過一浪。企業(yè)并購的規(guī)模和圍都在不斷地擴大，同時也成就了許多大型企業(yè)和跨國公司。正如美國著名經濟學家施蒂格勒在考察美國企業(yè)成長途徑時指出:沒有一個美國大公司不是通過某種程度、某種形式的兼并收購而成長起來的，幾乎沒有一家大公司主要是靠部擴成長起來的7。本文以一個具有代表性的行業(yè)-醫(yī)藥行業(yè)為研究對象，實證檢驗其特定時間段上市公司并購與重組的績效，以此反映醫(yī)藥行業(yè)并購重組的特點和績效。下面簡述中國醫(yī)藥行業(yè)的特點:（1）產品創(chuàng)新能力弱 產品創(chuàng)新是企業(yè)發(fā)展的推動力。發(fā)達國家在醫(yī)藥科研方面的投入相當高，相比之下，我國目前藥品科研和技術開發(fā)主體是政府直屬的科研機構和高等院校，政府投入到這些事業(yè)單位

5、的醫(yī)療科研方面的財政基金不足以支持研究和開發(fā)新藥和延續(xù)老藥的生命力。并且，醫(yī)藥工業(yè)企業(yè)作為主要的藥品生產和和流通的企業(yè)，利潤的分配中卻沒有科技開發(fā)項目的安排或只有少量的利潤投入。近年來，我國整個醫(yī)藥工業(yè)在這方面的投入占總銷售額的0.5%，同時又分散于數千家企業(yè)。產、研、學條塊分割致使企業(yè)和研究部門都只能在新藥開發(fā)方面進行簡單的移植和仿制。另外資本分散和重復建設問題比較嚴重限制了產品創(chuàng)新能力。（2）新政策對醫(yī)藥行業(yè)的影響 隨著藥品降價與實行OTC（Over The Counter）制度，企業(yè)的發(fā)展戰(zhàn)略和競爭戰(zhàn)略也在不斷調整。在醫(yī)藥流通領域實施代理配送制，其目的在于實行醫(yī)藥批發(fā)的統(tǒng)一進貨、統(tǒng)一營銷

6、策略、統(tǒng)一核算和批零一體化。實現這一目的的前提就是實現企業(yè)組織結構的集團化，使大中型醫(yī)藥流通企業(yè)的產權多元化。為此，政府允許并鼓勵跨地區(qū)并購、改組、聯合，以建立基層配送中心，形成規(guī)?；洜I優(yōu)勢。二、企業(yè)并購的基本理論知識2.1 企業(yè)并購方式的分類 企業(yè)并購行為最常見的分類方法是按照交易各方之間的市場關系，把并購分為橫向并購、縱向并購和混合并購三種基本類型1。（1）橫向并購 橫向并購(Horizontal M&A)是同一產業(yè)或同一生產部門的企業(yè)之間發(fā)生的并購，橫向并購可以迅速擴大生產規(guī)模，實現規(guī)模經濟，降低單位產品的成本，有利于提高行業(yè)集中度，增強企業(yè)的競爭力、擴大企業(yè)的市場份額。（2）

7、縱向并購 縱向并購(Vertical M&A)是指處于同種產品不同生產階段上的企業(yè)之間的并購?？v向并購的實質在于以企業(yè)部分工替代了社會分工，從而使原來處于中下游兩個企業(yè)間的市場交易關系轉變?yōu)槠髽I(yè)部關系。（3）混合并購 混合并購(Conglomerate M&A)是指并購企業(yè)與被并購企業(yè)分別處于互不相關的產業(yè)部門，它們各自生產不同的產品，而且它們之間沒有特別的生產技術聯系。混合并購可以實現企業(yè)多元化經營戰(zhàn)略，分散企業(yè)經營風險。2.2 橫向并購的規(guī)模經濟效應分析橫并購加速了企業(yè)的發(fā)展，造就了許多國際知名大公司。所以在20世紀70年代以前，西方學者大多認為追求規(guī)模經濟效應是企業(yè)橫向并

8、購的重要原因，這也是目前我國較為流行的觀點2。規(guī)模經濟主要包括生產規(guī)模經濟和經營規(guī)模經濟。橫向并購后所帶來的生產規(guī)模經濟主要表現在:企業(yè)可以通過并購進行資產調整，使投入和規(guī)模達到最佳組合狀態(tài)，降低單位產品成本，并購使企業(yè)分工深化，使生產過程之間有機地配合，達到生產專業(yè)化，提高產品質量。2.3 混合并購的效應分析混合并購是指并購企業(yè)與被并購企業(yè)分別處于互不相關的產業(yè)部門，他們不屬于同一行業(yè)，相互間又沒有縱向關系。企業(yè)往往通過混合并購實現多元化來分散生產、經營風險，以適應激烈的市場競爭環(huán)境?；旌隙嘣砷L是大型企業(yè)集團普遍并且經常使用的基本戰(zhàn)略之一。企業(yè)進行混合并購可視為多個部門組織的自然發(fā)展的結

9、果。實行混合并購后的企業(yè)即能夠組織起極其復雜的經營活動，實現多樣化的戰(zhàn)略目標又可以使多個部門間的交易費用降低。企業(yè)通過混合并購形成的多部門組織就好比一個部化的市場，在這個特殊的市場中，企業(yè)通過統(tǒng)一的戰(zhàn)略部署合理高效地配置資源，大大提高了資源的利用效率，同時又降低了交易費用。三、數據描述3.1 數據的來源本文數據以2000年和證券交易所醫(yī)藥行業(yè)28家發(fā)生并購和資產重組的上市公司為樣本，并按照并購的類型劃分排序，采用28公司財務和會計數據指標。原始數據摘自中國上市公司并購績效的經濟學分析（見附錄）。3.2 數據的初步整理本文所選的數據是1999-2002年醫(yī)藥行業(yè)28家上市公司的財務狀況數據，各指

10、標間存在較明顯的量綱問題，故在分析數據前采取對原始數據進行標準化來消除量綱，排除由于觀察量綱的差異與數量級不同所造成的影響。由于“資產負債率”這個指標，值越大代表公司的償債能力越差，經營效益也越差，故對“資產負債率”這項數據取相反數。數據標準化方法如下：3.3 若干假設第一 財務處理規(guī)則的一致性。由于國家對上市公司的財務處理有統(tǒng)一規(guī)定，上市公司財務制度已趨于完善，政府的監(jiān)管力度也進一步加大，這里假定所有上市公司財務處理的規(guī)則是一致的，不同上市公司的財務數據具有可比性。第二 財務報表的真實性。上市公司披露的年報是經過會計事務所審計的，這里假定經會計事務所審計的財務報表是可信的。四、模型建立與指標

11、的選取本論文是采用因子分析的方法將業(yè)績中一些具有錯綜復雜關系的指標變量歸結為少數幾個綜合因子，根據綜合得分對并購前后的業(yè)績情況進行比較，以此來分析并購的效應。4.1指標的設定資產負債率=負債總額/資產總額×100%。這個比率對于債權人來說越低越好。當資產負債率大于100%，表明公司已經資不抵債，對于債權人來說風險非常大。主營業(yè)務利潤率是指企業(yè)一定時期主營業(yè)務利潤同主營業(yè)務收入凈額的比率，反映了企業(yè)主營業(yè)務的獲利能力。該指標高，說明企業(yè)產品或商品定價科學，產品附加值高，營銷策略得當，主營業(yè)務市場競爭力強，發(fā)展?jié)摿Υ?，獲利水平高。凈資產收益率又稱股東權益收益率，是凈利潤與平均股東權益的百

12、分比，是公司稅后利潤除以凈資產得到的百分比率，該指標反映股東權益的收益水平，用以衡量公司運用自有資本的效率。指標值越高，說明投資帶來的收益越高。凈利潤率又稱銷售凈利率是反映公司盈利能力的一項重要指標，是扣除所有成本、費用和企業(yè)所得稅后的利潤率，凈利潤利潤總額×（1所得稅率）。總資產報酬率=（利潤總額+利息支出）/平均資產總額×100%。該指標越高，表明企業(yè)投入產出的水平越好，企業(yè)的資產運營越有效。流動比率=流動資產/流動負債, 用來衡量公司履行短期財務責任的能力，這數據很重要一般和同行業(yè)比較(因為不同行業(yè)可能需要的流動資金較高)。一般來說流動比率為2:1，如低于1倍的一般顯

13、示財政狀況有點問題.但請注意因為是要靠歷史會計數據來計算的所以很有可能被(粉飾櫥窗或結算日的不同)刻意堆砌數字.速動比率是公司減去存貨所得出的償還短期負債的比例，計算公式為（流動資產存貨）流動負債×100。速動比率大于1，表示財務狀況良好，小于一則表示該公司可能會出現周轉不靈的情況。共9個財務指標：（每股現金流量（元），（每股收益（元），（資產負債率（%），（主營業(yè)務利潤率（%），（凈資產收益率（%），（凈利潤率（%），（總資產報酬率（%），（流動比率（倍），（速動比率（倍）。(注：表格與圖示中的X1、X2、X3、X4、X5、X6、X7、X8、X9依次表示。)因子分析中的符號：第一公

14、共因子（或獲利能力）：第二公共因子（或償債能力）：第三公共因子：第四公共因子：1999年的綜合得分：2000年的綜合得分：2001年的綜合得分：2002年的綜合得分：的特殊因子A：因子載荷矩陣 ：因子得分的估計值：的相關陣（注：表格和圖示中有時用F1、F2、F3、F4來表示。）層次分析法中的符號：O：目標層 CI：一致性指標C：準則層 RI：平均隨機一致性指標P：方案層 CR：隨機一致性比率A、C、P：判斷矩陣 ：判斷矩陣最大特征根B：（因子得分）系數矩陣 ：組合一致性指標：權重矩陣 ：組合隨機一致性指標、：合成權重矩陣 ：組合一致性比率指標：財務準則對能力準則的權重向量：公司的經營效益（注：

15、表格與圖示用F02表示）：公司的獲利能力：公司的償債能力：公司的業(yè)務能力：公司的現金流通能力4.2因子分析模型 設有n個樣品，每個樣品觀測p個指標，這p個指標之間有較強的相關性，為了便于研究，并消除由于觀測量綱的差異與數據級不同所造成的影響，將樣本觀測值數據進行標準化處理，標準化處理后的變量均值為0，方差為1。用表示原始變量與標準化量向量，用（m<p）表示標準化的公共因子，則因子模型為：模型的矩陣形式為：X=AF+,其中A=模型中，為原始變量，為兩兩不相關且不可測的公共因子。叫做特殊因子，是向量X的分量（）所特有的因子，各特殊因子之間以與特殊因子與所有公共因子之間也是不相關的；矩陣A中的

16、元素稱為因子載荷，的絕對值越大，表明與相關程度越大8。4.3因子旋轉正交旋轉中的方差最大化正交旋轉建立因子模型的目的不僅在于要找到公共因子，更重要的是知道每一個公共因子的意義，以便對實際問題進行分析。出于該種考慮，可以對初始公共因子進行線性組合，以期找到意義更為明確，實際意義更明顯的公共因子。經過旋轉后，公共因子對的貢獻并不改變，但由于載荷矩陣發(fā)生變化，公共因子本身就發(fā)生很大的變化，每一個公共因子對原始變量的貢獻（=）不再與原來一樣，經過適當的旋轉，我們就可以得到令人滿意的公共因子。4.4因子得分因子得分就是公共因子在每一個樣品點上的得分，本文采用回歸模型來計算因子得分，在最小二乘估計意義下，

17、的估計值為：4.5因子分析的步驟與邏輯框圖(1)因子分析的步驟進行因子分析應包括如下幾步：根據研究問題選取原始變量；對原始變量進行標準化并求其相關陣，分析變量之間的相關性；求解初始公共因子與因子載荷矩陣；因子旋轉；因子得分；根據因子得分值進一步分析。(2)因子分析的邏輯框圖大多數簡單相關系數>0.3？其他分析求公因子與載荷矩陣主成分法極大似然法公因子軸法其他方法因子旋轉因子得分深入分析正交旋轉斜交旋轉是否選取原始變量求相關矩陣4.6模型的分析步驟（1）選取在2000年發(fā)生并購的28家醫(yī)藥行業(yè)上市公司四年（1999,2000,2001,2002）的若干指標建立指標體系；（2）將指標按并購的

18、公司按照并購前一年、并購當年、并購后一年、并購后兩年分別做因子分析；（3）對比不同性質的并購公司在并購前后的綜合得分，分析綜合得分的變化與公司業(yè)績的關系；（4）利用2002年因子分析的結果，進行層次分析，對橫向和混合兩方案進行量化比較，確定最優(yōu)決策方案。五、求解和檢驗本節(jié)模型求解和指標相關性檢驗均借助于中國大學生統(tǒng)計建模大賽專用版“馬克威分析系統(tǒng)單機版5.0”。5.1檢驗變量間的相關關系（斯皮爾曼相關分析）以2002年的數據作為檢驗樣本。表5-1：斯皮爾曼相關系數矩陣X1X2X3X4X5X6X7X8X9X1相關系數10.12210.18930.14950.04440.08190.15630.1

19、9320.2439P 值0.53610.33480.44750.82260.67870.42710.32470.211X2相關系數0.122110.49990.08550.95480.51710.92240.43940.2268P 值0.53610.00680.665300.004800.01930.2458X3相關系數0.18930.49991-0.02790.45590.56540.57260.89790.8194P 值0.33480.00680.88790.01480.00170.001500X4相關系數0.14950.0855-0.027910.03170.40340.13580.16

20、590.3092P 值0.44750.66530.88790.87260.03330.49090.39890.1094X5相關系數0.04440.95480.45590.031710.47240.88710.41550.2177P 值0.822600.01480.87260.011100.02790.2657X6相關系數0.08190.51710.56540.40340.472410.66430.58910.6107P 值0.67870.00480.00170.03330.01110.00010.0010.0006X7相關系數0.15630.92240.57260.13580.88710.66

21、4310.49060.2894P 值0.427100.00150.490900.00010.0080.1353X8相關系數0.19320.43940.89790.16590.41550.58910.490610.9143P 值0.32470.019300.39890.02790.0010.0080X9相關系數0.24390.22680.81940.30920.21770.61070.28940.91431P 值0.2110.245800.10940.26570.00060.13530由上表知，分別與、之間有顯著的相關性，分別與、之間有顯著的相關性等。由于變量個數過多，變量間相關關系較復雜，故需

22、對樣本進行因子分析，利用因子分析降維的思想，選取少量的綜合指標來反映原來9個指標的容，對28家公司進行綜合評價。5.2巴特萊特球度檢驗巴特萊特球度檢驗用于檢驗相關系數矩陣是否為單位矩陣，若為單位矩陣，則認為所選樣本不適用因子分析。檢驗結果如下：表5-2：巴特萊特球度檢驗參數1999200020012002卡方值327.9086248.1368257.5219203.2378自由度36363636顯著性0000由上表知，四年檢驗結果均顯著，即所選的四年樣本的相關系數矩陣不是單位矩陣，故樣本適合用因子分析。5.3兩樣本方差檢驗由于橫向并購樣本和混合并購樣本在不同指標和不同年份中都沒有顯著差異，因此

23、只給出它們的方差檢驗結果，結果如下（顯著性水平）：表5-3：兩樣本方差檢驗兩樣本方差檢驗F檢驗bartlett檢驗年份統(tǒng)計量值自由度P值統(tǒng)計量值自由度P值每股現金流量19990.990314,120.97480.000310.986320002.053214,120.21871.548510.213420010.843914,120.75350.089810.764420020.218414,120.00856.835210.0089每股收益19990.50814,120.22711.424510.232720000.504914,120.22311.450110.228520010.2577

24、14,120.01825.501310.01920021.133514,120.83670.048710.8254資產負債率19990.642514,120.42620.610710.434520000.864314,120.78560.066410.796720010.948114,120.91360.008810.925120020.148114,120.001210.379610.0013主營業(yè)務利潤率19990.85514,120.77110.076510.782120000.44114,120.14622.070510.150220010.948114,120.91360.00881

25、0.925120020.693614,120.50870.41810.5179資產收益率19990.684214,120.49350.449610.502520000.225614,120.016.563710.010420010.024114,12031.5671020020.043114,12024.256710凈利潤率19990.680414,120.48720.463110.496220000.352314,120.0663.325610.068220010.009614,12043.571020020.011514,12041.151710總資產報酬率19990.595514,120

26、.35280.837310.360220000.551414,120.28721.102710.293720010.109814,120.000213.437610.000220020.633814,120.41230.648910.4205流動比率19990.599514,120.35880.816310.366320002.294814,120.15682.045210.152720013.932714,120.02265.259510.021820020.667814,120.46680.508910.4756速動比率19990.718814,120.55010.340310.55972

27、0006.083914,120.00348.663810.003220016.558714,120.00249.307110.002320020.816814,120.710.127910.7207由上表可以看出，28家醫(yī)藥上市公司分成兩樣本，橫向并購樣本是前15家上市公司，混合并購樣本是后13家并購公司。在并購前，九個財務指標的兩樣本方差都沒有顯著差異，經過并購后，除主營業(yè)務利潤率外，其余8個財務指標都通過了兩樣本方差檢驗，即橫向并購樣本與混合并購樣本間存在顯著差異，尤其體現在并購后一年（2001年）和并購后兩年（2002年）。從這角度看，不同的并購方式，會改變財務指標的波動程度，會帶來不同

28、的財務效益。本文利用兩樣本方差檢驗的結果，來構造方案層（橫向和混合）關于財務準則層（九大財務指標）的判斷矩陣。六、模型結果分析6.1醫(yī)藥行業(yè)上市公司并購效應的實證分析6.1.1旋轉后的方差貢獻率由于本文因子分析是從相關陣出發(fā)來提取公共因子，故第k個公共因子的方差貢獻率為：，其中表示方差貢獻，且8。由此分別計算出四年旋轉后各因子的方差貢獻率和累計方差貢獻率，結果如下：表6-1：1999年旋轉后各因子的方差貢獻表因子1因子2因子3因子4方差貢獻3.34142.64331.38971.1641方差貢獻率（%）37.1266729.3715.4411112.93444累積方差貢獻率（%）37.1266

29、766.4966781.9377894.87222表6-2：2000年旋轉后各因子的方差貢獻表因子1因子2因子3因子4方差貢獻3.96972.29471.02411.014方差貢獻率（%）44.1077825.4966711.3788911.26667累積方差貢獻率(%)44.1077869.6044480.9833392.25表6-3：2001年旋轉后各因子的方差貢獻表因子1因子2因子3因子4方差貢獻3.83972.28181.01681.0054方差貢獻率（%）42.6633325.3533311.2977811.17111累積方差貢獻率(%)42.6633368.0166779.3144

30、490.48556表6-4：2002年旋轉后各因子的方差貢獻表因子1因子2因子3因子4方差貢獻2.86732.7311.11491.0265方差貢獻率（%）31.8588930.3444412.3877811.40556累積方差貢獻率(%)31.8588962.2033374.5911185.99667公因子提取準則為累積貢獻率大于85%，提取4個公因子，記為。用分別表示1999年、2000年、2001年、2002年的綜合得分。由上面四表得四個綜合得分函數為：，。6.1.2旋轉后的因子載荷矩陣（旋轉方法：方差極大正交旋轉）1999年因子分析旋轉后載荷矩陣如下：表6-5：1999年旋轉后的因子載

31、荷矩陣因子1因子2因子3因子4X10.14040.23780.93180.076X20.94710.06710.1506-0.0932X30.25210.91-0.06570.1256X4-0.02080.17220.08870.9707X50.9818-0.03710.02780.0375X60.70.49160.07250.3969X70.94990.26650.0399-0.0145X80.05070.83180.49860.1346X90.04520.84760.480.1197表6-6：2000年旋轉后的因子載荷矩陣因子1因子2因子3因子4X10.07540.0460.98790.1

32、04X20.93230.02330.11720.2338X30.54540.6243-0.0816-0.0827X40.2890.19030.12380.9155X50.97170.0173-0.01880.0631X60.91230.22940.05080.2294X70.96230.09910.06240.0932X8-0.02670.93910.05510.1412X90.10320.95990.05160.1352表6-7：2001年旋轉后的因子載荷矩陣因子1因子2因子3因子4X10.0214-0.22150.9598-0.1418X20.93270.02630.07060.0031X

33、30.5350.6241-0.2004-0.0306X4-0.0430.1697-0.13530.9728X50.9462-0.0490.0125-0.0286X60.8740.1176-0.0652-0.0231X70.98060.07550.0183-0.0364X8-0.18370.9545-0.09470.1117X90.16310.9385-0.13590.1513表6-8：2002年旋轉后的因子載荷矩陣因子1因子2因子3因子4X10.03790.2569-0.04530.9138X20.90740.15070.07610.0685X30.29910.8384-0.23850.044

34、X40.07830.02180.9812-0.0189X50.8210.19720.04220.0434X60.55370.2765-0.2294-0.3745X70.93110.24260.0596-0.0182X80.27740.92220.0470.1613X90.14890.95620.1650.1267從因子載荷矩陣可以看出，第一公因子在、上的載荷值較大，這表明第一公因子主要由每股收益、凈資產收益率、凈利潤率、總資產報酬率這四個變量來決定，它主要代表盈利能力（或獲利能力）的指標；第二公因子在、上的載荷值較大，這表明第二公因子主要由資產負債率、流動比率、速動比率這三個變量指標來決定，它

35、主要代表企業(yè)的流動性與財務杠桿即償債能力；1999年-2001年第三公因子在上的載荷值較大，表明第三公因子主要由每股現金流量指標來決定；2002年第三公因子在上的載荷值較大，表明第三公因子主要由主營業(yè)務利潤率來決定，主要代表企業(yè)的盈利能力；1999年-2001年第四公因子在上的載荷值較大，表明第四公因子主要由主營業(yè)務利潤率來決定，主要代表企業(yè)的盈利能力；2002年第四公因子在上的載荷值較大，表明第四公因子主要由每股現金流量來決定。從公共因子的載荷值上可以看出績效指標大體上有三方面來決定，即公司的盈利能力、公司的償債能力、公司的現金流量。且在每股收益、凈資產收益率、凈利潤率、總資產報酬率這四個變

36、量上的載荷值基本上在0.8以上，它表明企業(yè)的盈利能力主要由這四項指標來反映；在資產負債率、流動比率、速動比率這三個變量指標的載荷值也均在0.8以上，所以短期償債能力對于一個企業(yè)的業(yè)績貢獻也很大，流動比率與速動比率越高，其償債能力越強。但若這兩個比率過高，企業(yè)則會因持有過多的現金而影響其盈利能力，所以較好地把握這兩個比率對于企業(yè)整體績效具有很大的影響作用。6.2醫(yī)藥行業(yè)上市公司并購效應的綜合分析6.2.1整體分析：綜合得分分析1999年-2002年的綜合得分與排名如下：表6-9：1999年-2002年的綜合得分與排名股票名稱類型1999年2000年2001年2002年平均綜合得分排名太極集團橫向

37、-0.06044-0.095410.013953-0.25238-0.11127921東盛科技橫向0.0521370.1154330.4551630.3191170.2965718金陵藥業(yè)橫向1.160381.290121.3779721.1462931.2714616671一致藥業(yè)橫向0.062721-0.016130.111364-0.34169-0.08215218九芝堂橫向0.0754090.6175190.044730.4894270.3838924ST合成橫向-1.1388-1.07909-0.55633-1.12613-0.92051666726雙鶴藥業(yè)橫向0.1081460.1

38、725940.3955330.1637310.2439526679復星實業(yè)橫向0.3570450.6112520.2217490.1095080.3141696677百科藥業(yè)橫向-0.143580.0198370.1909430.1673360.12603866714醫(yī)藥橫向-0.1107-0.28178-0.46586-0.38935-0.37899666723華北制藥橫向-0.4148-0.16403-0.13839-0.10314-0九醫(yī)藥橫向0.4875780.0571820.3447580.2638320.22192410哈藥集團橫向-0.13288-0.1

39、02430.1936230.1984390.09654416麗珠集團橫向-0.35276-0.153560.1547260.3616230.12092966715三九生化橫向0.3209870.5390450.5299060.0806530.3832013335金馬混合0.6573780.8622790.0391450.2093550.3702596676中西藥業(yè)混合-0.29761-1.64306-0.78913-1.45958-1.29725666728輕騎海藥混合-0.59547-0.79774-2.06553-0.54386-1.1357127紫光古漢混合-0.204260.09169

40、5-0.13546-0.26242-0.10206166719白藥混合0.038677-0.052710.0133830.5728340藥混合-0.25774-0.45188-0.2879-0.47745-0.40574333324四環(huán)藥業(yè)混合-1.34108-0.454540.0802480.057444-0.10561620錢江生化混合0.4234540.2663820.2379120.8000260.4347733332萬杰高科混合0.9820840.0547110.1680760.204530.14243913廣濟藥業(yè)混合0.1817360.4221980.4

41、626780.3116610.3988456673天目藥業(yè)混合-0.007280.007126-0.16380.2422580.02852817威達醫(yī)械混合-0.41601-0.24161-0.50544-0.76603-0.5043625成大混合0.5656360.4066340.0719510.0238650.16748333312上表平均綜合得分是后2000年-2002年的綜合得分的平均值，最后一列的排名是以平均綜合得分為依據得到的。由上表可知，并購效益排在前5位的醫(yī)藥公司是：金陵藥業(yè)、錢江生化、廣濟藥業(yè)、九芝堂、三九生化。其中金陵藥業(yè)、九芝堂、三九生化選擇了橫向并購，錢江生化、廣濟藥業(yè)

42、則選擇了混合并購。并購效益排在后5位的醫(yī)藥公司是：醫(yī)藥、威達醫(yī)械、ST合成、輕騎海藥、中西藥業(yè)，其中ST合成是橫向并購，其余4家是混合并購。（1）下圖是以1999年的綜合得分為橫坐標，以2000年的綜合得分為縱坐標畫散點圖。由圖可知，0表示橫向，1表示混合。選擇橫向并購的公司，并購前（1999年）有53%的公司的綜合得分為正值，處于并購中（2000年）有54%的公司的綜合得分為正值；選擇混合并購的公司，并購前（1999年）有50%的公司的綜合得分為正值，處于并購中（2000年）有50%的公司的綜合得分為正值。上圖90%以上的點散布在直線=附近，說明1999年到2000年這一年時間，公司綜合實力

43、基本保持不變。在位于右上角的紅色小方點代表選擇橫向并購的金陵藥業(yè)（=1.16,=1.29），該公司在并購前和并購當年的經營效益都位居榜首；位于最下方的藍色小圓點代表選擇混合并購的中西藥業(yè)（=-0.298,=-1.643），該公司的經營效益在這一年里下降了6名；位于最左側的藍色小圓點代表選擇混合并購的四環(huán)藥業(yè)（=-1.341,=-0.455），該公司的經營效益在這一年里上升了3名。（2）下圖是以2001年的綜合得分為橫坐標，以2002年的綜合得分為縱坐標畫散點圖。由圖可知，0表示橫向，1表示混合。選擇橫向并購的公司，并購后一年（2001年）有80%的公司的綜合得分為正值，并購后兩年（2002年）

44、有67%的公司的綜合得分為正值；選擇混合并購的公司，并購后一年（2001年）有54%的公司的綜合得分為正值，并購后兩年（2002年）有62%的公司的綜合得分為正值。在位于右上角的紅色小方點代表選擇橫向并購的金陵藥業(yè)（=1.378,=1.146），該公司在并購后一年和并購后兩年的經營效益仍然位居榜首；位于最下方的藍色小圓點代表選擇混合并購的中西藥業(yè)（=-0.789,=-1.459），該公司的經營效益并購后兩年排在倒數第一；位于最左側的藍色小圓點代表選擇混合并購的輕騎海藥（=-2.065,=-0.544），該公司的經營效益在這一年里上升了3名。綜合上述結果得下表：表6-10：綜合得分分析表百分比（

45、%）F99>0F00>0F01>0F02>0橫向53548067混合50505462注：上表中的數據計算公式為：對于的公司不參加統(tǒng)計。綜合分析得出，從整體上來看，橫向并購的公司，其綜合得分先大幅上升，后下降，與并購前相比，仍有明顯地提高；混合并購的公司，其綜合得分呈上升趨勢。（3）下圖是以2000年與1999年的綜合得分的差值為橫坐標，以2001年與2000年的綜合得分的差值為縱坐標的散點圖由上圖可以看出，選擇橫向并購的公司中，2000年與1999年的綜合得分的差值為正值的有73%的公司，2001年與2000年的綜合得分的差值為正值的有73%的公司；選擇混合并購的公司中

46、，2000年與1999年的綜合得分的差值為正值的有46%的公司，2001年與2000年的綜合得分的差值為正值的有46%的公司。（4）下圖是以2001年與2000年的綜合得分的差值為橫坐標，以2002年與2001年的綜合得分的差值為縱坐標的散點圖由上圖可以看出，選擇橫向并購的公司中，2001年與2000年的綜合得分的差值為正值的有73%的公司，2002年與2001年的綜合得分的差值為正值的有29%的公司；選擇混合并購的公司中，2001年與2000年的綜合得分的差值為正值的有46%的公司，2002年與2001年的綜合得分的差值為正值的有46%的公司。綜合上述結果得下表：表6-11：綜合得分差值分析

47、表百分比（%）F00-F99>0F01-F00>0F02-F01>0橫向737329混合464646注：上表中的數據計算公式為：對于的公司不參加統(tǒng)計。綜合分析得出，從整體上來看，橫向并購的效果略好于混合并購的效果，但在2001年到2002年這一年里，橫向并購的效果大幅度降低。6.2.2局部分析:1999-2002年在盈利能力與償債能力的差別分析（1）下圖是以1999年的第一公因子為Y軸，以1999年的第二公因子為X軸所做的散點圖由上圖可以看出，0表示橫向，1表示混合。未經過橫向并購后的15家醫(yī)藥行業(yè)上市公司的盈利能力64%為正值，而償債能力50%為正值；未經過混合并購的13家

48、醫(yī)藥行業(yè)上市公司的盈利能力36%為正值，而償債能力31%為正值。（2）下圖是以2000年的第一公因子為Y軸，以2000年的第二公因子為X軸所做的散點圖。由上圖可以看出，0表示橫向，1表示混合。處在橫向并購期的15家醫(yī)藥行業(yè)上市公司的盈利能力69%為正值，而償債能力43%為正值；處在混合并購期的13家醫(yī)藥行業(yè)上市公司的盈利能力54%為正值，而償債能力23%為正值。上圖90%的點都集中在左上角，說明整體上公司的獲利能力與償債能力基本一致。位于右側的紅色小方點代表選擇橫向并購的金陵藥業(yè)（），該公司的償債能力在并購當年排在第一；位于左下角的藍色小圓點代表選擇混合并購的中西藥業(yè)（），該公司的獲利能力排在

49、最后一位。（3）下圖是以2001年的第一公因子為Y軸，以2001年的第二公因子為X軸所做的散點圖。由上圖可以看出，0表示橫向，1表示混合。處在橫向并購后一年的15家醫(yī)藥行業(yè)上市公司的盈利能力79%為正值，而償債能力34%為正值；處在混合并購后一年的13家醫(yī)藥行業(yè)上市公司的盈利能力54%為正值，而償債能力31%為正值。上圖90%的點都集中在左上角，說明整體上公司的獲利能力與償債能力基本一致。位于右上角的紅色小方點代表選擇橫向并購的金陵藥業(yè)（），該公司的償債能力在并購并購后一年排在第一；位于左下角的藍色小圓點代表選擇混合并購的輕騎海藥（），該公司的獲利能力排在最后一位。（4）下圖是以2002年的第

50、一公因子為Y軸，以2002年的第二公因子為X軸所做的散點圖。由上圖可以看出，0表示橫向，1表示混合。處在橫向并購后兩年的15家醫(yī)藥行業(yè)上市公司的盈利能力86%為正值，而償債能力29%為正值；處在混合并購后兩年的13家醫(yī)藥行業(yè)上市公司的盈利能力31%為正值，而償債能力54%為正值。位于右上角的紅色小方點代表選擇橫向并購的金陵藥業(yè)（），該公司的償債能力在并購并購后一年排在第一；位于下方的藍色小圓點代表選擇混合并購的中西藥業(yè)（），該公司的獲利能力排在最后一位；位于左側的藍色小圓點代表選擇混合并購的輕騎海藥（），該公司的償債能力排在最后一位。綜合上述結果得下表：表6-12：獲利能力與償債能力的分析百分比（%）1999200020012002F1>0橫向64