Effecten van fusies en acquisities op aandelenrendementen: theorie en empirie
Variabele
Constante

R-

CAR(-LO)
106.395**
(11.570)
1.048
(1.371)
.685**
(.297)
-.577
(3.670)
-9.461**
(3.101)
-.677
(2.691)
1.973
(4.659)
-1.280
(3.561)
-.037
(.171)
-.038
(.155)
.075
(.144)
.229

CAR(-1,5)
108.867**
(12.867)
1.542
(1.525)
.769**
(.330)
.771
(4.081)
-11.268**
(3.449)
.161
(2.993)
2.469
(5.181)
-1.090
(3.910)
.095
(.190)
-.057
(.173)
.004
(.160)
.251

CAR (-10,5)
98.537**
(16.828)
3.414*
(1.994)
1.077**
(.431)
4.586
(5.337)
-6.831
(4.51 1)
.932
(3.914)
5.339
(6.775)
.570
(5.113)
.111
(.249)
-.001
(.226)
.086
(.209)
.176

CAR(-20,5)
102.014**
(18.992)
3.438
(2.251 )
1.195**
(.487)
4.476
(6.024)
-9.699*
(5.091)
3.316
(4.417)
3.103
(7.647)
-.002
(5.771)
.035
(.281)
.070
(.255)
.076
(.236)
.188

CAR(-40,5)
95.466**
(19.480)
3.71 1
(2.309)
1.51 1**
(.499)
4.346
(6.178)
-8.356
(5.221)
1.480
(4.531)
10.333
(7.843)
1.668
(5.919)
-.029
(.288)
-.157
(.261)
.165
(.242)
.233

F

2.312**

2.620**

1.671*

1.801*

2.365**

Lncorrev
Verhev
Contant
Aand
Fusiegolf
Hand
Indus
Doevobo
Bievobo
Fusiejr

** significant bij een niveau van 5 procent
*

significant bij een niveau van 10 procent

JUNI 2000

E Iab

277

4.3.2

Regressieresultaten voor de bieder

Uit tabel 12 (zie hieronder en op pagina 279)
is te zien dat Lncorrev voor twee periodes signifi­
cante waarden heeft, maar alleen in de periode (­
1,0) is de standaardfout acceptabel. De betaling in
contanten levert inderdaad zoals verwacht voor
drie periodes een significante positieve bijdrage.
Betaling in contanten levert hogere rendementen
op voor de bieder dan andere betalingsvormen.
De variabele fusiegolf is ook in drie periodes
significant. Een fusiegolf levert lagere rendemen­
ten op voor de bieder. Dit komt overeen met wat
in de speltheorie wordt gesuggereerd. In twee
periodes laat het jaar van de fusie een significante
positieve invloed zien op het CAR. Blijkens de Ftocts zijn vier van de vijf geschatte modellen
significant op een niveau van 5 of 10 procent.
 4.3.3

Regressieresultaten voor het totaal

We hebben soortgelijke regressies ook
geschat voor dc gevormde combinaties op basis
van het totale cumulatieve abnormale rendement
TCAR. Daaruit is gebleken dat de variabelen
Incorrevd en Incorevb beide significant zijn in
de periode
(-10,5). Het gecorrigeerde eigen vermogen van
het doelwit heeft een positieve invloed op het
TCAR, terwijl dit van de bieder een negatieve
bijdrage levert aan het TCAR. De verklaring
voor deze samenhang zit deels in het feit dat de
CAR van de doelwitten groot en positief zijn

terwijl de CAR van de bieders laag en negatief
zijn in de beschouwde periode. De betaling in
aandelen is voor de periodes (-1,0) en (-1,5)
significant en beïnvloedt het rendement negatief.
De betaling in contanten levert een significante
positieve bijdrage op voor de periode (-20,5). De
geschatte functies zijn op één periode (-40.5) na
significant op het 5 of 10 procentniveau.
4.4
Biedingstrategie
De pre-bid premie is de koersstijging die zich
voordoct bij het doelwit voordat een openbaar
bod is uitgebracht. Deze koersreactie wordt door
verschillende factoren veroorzaakt. Vaak is dit
een intentieverklaring van een bieder tot een fusie
of overname, maar dit kan bijvoorbeeld ook
worden veroorzaakt door uitspraken van analisten
over de te verwachten strategiekoers van een
onderneming of wanneer er gehandeld wordt met
voorkennis. Er zijn twee hypotheses (Schwert,
1994) die de invloed van pre-bid premies verkla­
ren in een situatie waarbij alleen de bieder en/of
het doelwit nog op de hoogte zijn van een toe­
komstige fusie of acquisitie.
 Bij de substitutie hypothese wijkt dc bieder
niet meer af van dc premie die men van tevoren
heeft vastgesteld voor een overname. De onder­
handelingspartners gaan ervan uit dat zij meer
relevante informatie bezitten dan de markt. Iedere
pre-bid koersstijging voor het officiële bod wordt
gecompenseerd door een lagere markup zodat de
totale premie die wordt betaald gelijk blijft. De

Tabel 12: De regressieresultaten voor de bieders
Bij het regressiemodel van dc bieder is dc extra variabele premie opgenomen met 88 biedende ondernemingen voor vijf
tijdsperiodes. Het regressiemodel voor de bieder ziet er als volgt uit:

CARUt,ty)=a + p, lncorrev +P2 verhev + P, cont + d4 aand + /3, fusiegolf + Ph handel +
/j7 indus + PK doevobo + Pc, bievobo + Pw fusiejr + Pu premie + e e-to.a)
CAR ( l, t j staat voor het cumulatieve gemiddelde abnormale rendement in een tijdswindow van / tot t ,. De constante in
het model is eten de onafhankelijke variabelen worden vermenigvuldigd met de /?. Lncorrev is de natuurlijke logaritme van het
voor inflatie gecorrigeerde eigen vermogen. Verhev is het eigen vermogen van de bieder gedeeld door dat van het doelwit.
 Continu en aandelen zijn dummyvariabelen voor de methode van betaling. Fusiegolf 'is een dummyvariabele die weergeeft of er
in een periode sprake was van een fusiegolf. Handel en industrie zijn dummyvariabelen voor de sector. Doevobo en bievobo
geven de koersontwikkeling van het doelwit en de bieder weer in een tijdsperiode vóór de fusie. De tijdsperiode loopt van 100
dagen tot 41 dagen vóór het openbaar bod. Het fusiejr is het jaartal van een fusie verminderd met 1900. De variabele premie is
de hoogte van het geslaagde bod. De zinvolheid van de geschatte functie is getoetst middels een F-toets. De verklarende
variabelen zijn getoetst op multicollineariteit door middel van de VIF-toets en zijn alle opgenomen in het model. In de tabel
staan tussen haakjes de bijbehorende standaardfouten van de geschatte regressiecoëffieiënten.
278

JU N I 2000

[fflAB

Variabele
Constante

CAR(-l.O)
95.968**
(3.783)
-.489**
(.215)
.036
(.049)
-.404
(.610)
.169
(.542)
-.958**
(.448)
.728
(.780)
.332
(.586)
-.005
(.029)
.029
(.026)
.055**
(.024)

Lncorrev
Verhex
Contant
Aand
Fusiegolf
Hand
Indus

CAR(-1.5)

CAR(-I0,5)

100.682**
(8.804)
-.854*
*
(.500)
.206*
(.115)
2.841**
(1.419)
.217
(1.260)
-.989
(1.042)
3.341*
(1.816)

104.602**
(11.139)
-.970
(.632)
.041
(.145)
4.057**
(1.795)
1.031
(1.595)
-1.753
(1.319)
1.581
(2.297)
.895
(1.726)

- .0 1 3

(1.364)
.033
(.068)
-.054
Bievobo
(.059)
Fusiejr
.039
(.056)
Premie
-.020
-.057*
(.014)
(.032)
R:
.222
.239
F
1.966**
2.166**
** significant bij een niveau van 5 procent.
 * significant bij een niveau van 10 procent
Doevobo

-.022

(.086)

(.11 1)

-.020

-.152
(.097)
.086
(.092)
.028
(.053)

(.075)
.014
(.071)
.005
(.041)
.148
1.203

biedende onderneming heeft al vastgestcld wat er
geboden moet worden zodat de overnameprijs
opweegt tegen de verwachte synergie. Managers
die streven naar optimale synergie zullen deze
biedingstrategie volgen om te voorkomen dat
men te veel betaalt, ondanks het risico dat men
het bod niet accepteert.
Bi j de markup pricing-hypothese wordt een
plotselinge stijging van de koers voor de aankon­
diging wel meegenomen in de biedingstrategie.
CAR(-20,5)
97.934**
(14.377)
-1.351
(.816)
.199
(.188)
5.359**
(2.317)
1.109
(2.058)
-2.587*
(1.702)
1.139
(2.965)
1.796
(2.227)
.128

.213

1.874*

CAR(-40,5)

88.195**
(18.649)
-1.703
( 1.059)
-.003
(.244)
4.753
(3.005)
3.496
(2.670)
-4.017*
(2.208)
4.315
(3.846)
1.603
(2.889)
.104
(.144)
-.122

(.126)
.224*
(.119)
.107
(.068)
.206
1.796*

De onderhandelingspartners weten niet
welke waardevollc informatie andere handel­
aren hebben. Een concurrent zou wellicht ook
een bod willen doen op de aandelen van het
doelwit. Dit gebrek aan informatie leidt tot een
aanpassing van het bod. Een hoge pre-bid
premie en een gelijke markup-premie zal dan
ook leiden tot een hogere overnamepremie.
Wanneer men niet meer rekening houdt met de
premie van de overname en men ten koste van

Figuur 8
Pre-bid koersstijging van het doelwit

-40 dagen tot bod

Markup

openingskoers dag van bod

slotkoers dag van bod

prebid runup + markup = overnamepremie
Wanneer het bod bekend wordt gemaakt na sluiting van de beurs wordt de slotkoers genomen van de dag na het bod.
JUNI 2000

!E! a b

279

Tabel 13: Regressieresultaten voor markup pricing.
 In de regressie analyse zijn 87 bieders opgenomen. Door middel van dit model is de samenhang geanalyseerd voor de
periode (-40, +1):
Preini e

a + bRunup. + p

In het regressiemodel is a een constante en p. de storingsterm van de regressie. De variabele premie is de afhankelijke
variabele (CAR —40, +1) en is het CAR van het doelwit over de periode van veertig dagen vóór het bod tot één dag na bekend­
making. De onafhankelijke variabele runtip is CAR (-40, -1) vóór bekendmaking van het geslaagde bod. De zinvolheid van de
functie is getoetst door middel van een F-toets. In de tabel zijn tussen de haakjes de bijbehorende standaardfouten opgenomen
van de geschatte regressiecoëffiënten.
Bieders

Runup coëfficiënt
(b )
Totaal
87
1.078*
(.146)
42
Negatief CAR
1.270*
(.193)
Positief CAR
45
.807*
(.226)
41
.992*
Betaling in
aandelen
(.192)
Betaling in
19
.632*
contanten
(.288)
Gemengde
27
1.397*
betaling
(.264)
* significant bij een niveau van 5 procent
Aantal

alles een overname wil bewerkstelligen is er
sprake van een agency-probleem en met name
Hubris lijkt dan een grote rol te spelen. On­
danks de voorgecalculeerde .sr/zurg/evoordelen
denken de managers de benodigde extra winst
te kunnen opbrengen die vereist is bij een
hogere overnamepremie (Sirower, 1997). Een
te hoge overnamepremie resulteert in een
daling van de koers van de bieder. Deze daling
is te zien als een reactie van de aandeelhouders
die geen vertrouwen meer hebben in de synergzemogelijkheden van de acquirerende onder­
neming. Ondernemingen met een slechte
biedstrategie bij acquisities lopen zelfs extra
risico om zelf overnamekandidaat te worden
(Mitchell en Lchn, 1990).
 De samenhang tussen de pre-bid runup en de
overnamepremie is door middel van regressieana­
lyse onderzocht. Wanneer er geen correlatie is
tussen de pre-bid runup en de premie, is er sprake
van substitutc pricing. In dit geval wijkt de
biedende partij niet af van het voorgenomen bod
en blijft de ovemamepremie constant. Bij markup-

280

T-waarde
7.385
6.581
3.507
2.196
5.158
5.300

Constante
(a)
12.082*
(1.858)
10.655*
(2.440)
14.786*
(2.981)
7.675*
(2.348)
19.845*
(3.875)
14.596*
(3.410)

T-waarde

R2

F-waarde

6.502

.388

54.536*

4.368

.514

43.308*

4.961

.226

12.296*

3.268

.406

26.603*

5.121

.21 1 4.822*

4.280

.529

28.087*

pricing zal er een sterk positieve samenhang zijn
en lijken agencv-problemen een rol te spelen.
Door middel van het volgende regressiemodel zal
de samenhang worden geanalyseerd.
(5) Premie = a + bRunup. + //
De substitutiehypothese stelt dat de totale
premie niet wordt beïnvloed door de pre-bid
runup, zodat de regressiecoëfficiënt h gelijk moet
zijn aan nul. Wanneer de coëfficiënt b gelijk is
aan 1 is er sprake van markup pricing, waarbij de
premie wordt aangepast aan de pre-bid runup. Bij
een regressiecoëfficiënt b tussen de nul en 1 is er
sprake van partiële substitutie, waarbij maar een
deel van de runup wordt toegevoegd aan de
premie. In het regressiemodel is a een constante
en p de storingsterm.
 De regressieresultaten uit tabel 13 tonen aan
dat markup pricing voor het totaal opgaat gezien
de runup coëfficiënt van 1.078. Bij bieders met
een negatief rendement is deze coëfficiënt zelfs
1.270, terwijl er bij bieders met een positief CAR

JUNI 2000

E Jab

sprake is van partiële substitutie gezien de
hellingscoëfficiënt van .807. Aan de hand van
deze resultaten is op te maken dat lagere rende­
menten voor de bieder samengaan met een hogere
runup coëfficiënt. De hypothese wordt dus
geaccepteerd. Bij de bieders met een negatief
CAR spelen agency-prob 1eiuen een grotere rol
dan bij de bieders met een positief CAR. Overi­
gens bij betaling in contanten wordt de premie
minder aangepast aan de runup dan bij aandelen
en gemengde betalingen. Dit komt overeen met
de verwachting dat de betaling in contanten een
positieve bijdrage levert aan het CAR en samen­
gaat met het synergie-motief. De gemengde
betaling die meestal bestaat uit aandelen en
contanten wordt het meest aangepast.
4.5 Acquisitiemotieven van managers
De ontwikkeling van het cumulatieve gemid­
delde abnormale rendement geeft een beeld van
de marktperceptie ten aanzien van een fusie. Dit
cumulatieve rendement dat zowel voor het
doelwit als de bieder is berekend vanaf het
openbaar bod, kan mogelijk de motieven van
managers om tot een fusie te komen verklaren.
De synergie theorie erkent managers als de
belangenbehartigers van de aandeelhouders met
als enig motief het creëren van meerwaarde.
Bestuurders zullen alleen fuseren wanneer dit
leidt tot een meerwaarde voor de aandeelhouders.
 Dit geldt zowel voor de managers van het doelwit
als voor die van de bieder. In een door synergie
gedreven overname is het doelwit in staat de
overnameprijs op te voeren tijdens onderhande­
lingen omdat de meerwaarde van de synergie ook
voor de aandeelhouders van de bieder zichtbaar
is. Een positief CAR voor het doelwit is dus te
verwachten en dit zal door de te voorspellen
synergie ook voor de bieder gelden zodat beide
rendementen ook positief gecorreleerd zijn met
het totale rendement (Berkovitch en Narayanan,

1993). De agency-theorie stelt dat managers
deels voor eigen gewin overnames doen ten koste
van de aandeelhouders. Bij deze overnames zal
alleen de CAR van het doelwit stijgen afhanke­
lijk van het doorzettingsvermogen van de mana­
gers van de biedende onderneming. Het doelwit
zal zich verzetten of de prijs opdrijven omdat
men geen synergie verwacht en een deel van de
winst die de managers van de biedende onderne­
ming denkt te maken wil toe-eigenen, terwijl de
aandeelhouders van de bieder zullen verkopen
omdat men weinig rendement zal verwachten. Er
zal bij agency-problemen een negatieve samen­
hang zijn tussen het CAR van het doelwit en dat
van de bieder. Tevens kan de som van het CAR
van beide ondernemingen samen negatief zijn
wanneer de aandeelhouders van de bieders
massaal het vertrouwen verliezen.
 De hubris-theorie stelt dat managers zichzelf
overschatten of een doelwit verkeerd op waarde
schatten, waardoor zij overnames doen waarbij
geen synergie te behalen is (Sirower, 1997). De
intentie om synergie te behalen en de aandeel­
houders te dienen is aanwezig, alleen wordt deze
door zelfoverschatting of meetfouten van het
management niet bereikt. De hubris-theorie
gelooft niet in synergie en ziet een overname
alleen als een transfer tussen eigenaren. Bij
hubris verwacht men geen enkele correlatie
tussen het CAR van het doelwit en het totale
resultaat. Een hogere overnameprijs zal leiden tot
een lager rendement van de bieder en andersom,
maar het totale rendement zal ongeveer nul zijn.
Voor de duidelijkheid zal in onderstaande
tabel de samenhang van het CAR en de bijbeho­
rende hypotheses worden samengevat met de
corresponderende theorie.
Uit de resultaten uit tabel 14 is op te
maken dat hypothese 1 niet opgaat. De samen­
hang tussen het rendement van het doelwit en de
bieder is namelijk voor alle drie regressies
negatief. Van het sywcrg/emotief lijkt dus geen

Hypothese 1

Samenhang CAR doelwit en
bieder
Positief

Samenhang CAR doelwit en
totaal
Positief

Synergie

Hypothese 2

Negatief

Negatief

Agency

Hypothese 3

Negatief

Geen

Hubris

JUNI 2000

GfflAB

Theorie

281

'l abel 14: Regressieresultaten
Om aansluiting te vinden bij het onderzoek van Berkovitcli en Narayanan (1993) wordt de periode gekozen van tien dagen
voor het bod tot vijf dagen na het bod. In de regressieanalyses zijn 88 fusies opgenomen. De functie is getoetst door middel van
een F-toets. In de tabel zijn tussen haakjes de bijbehorende standaardfouten opgenomen van de geschatte regressiecoëfficiënten.
 Samenhang tussen CAR doelwit en bieder
N

ß

Richting

T

a

T

R2

F

Allemaal

88

-

- 1.654

.030

2.736*

62

-

-2.361

5.266

.084

5.573**

-

-4.857

228.908**
(52.089)
352.257**
(66.896)
-128.160**
(47.837)

4.395

Alleen pos. Totaal
CAR
Alleen neg. Totaal
CAR

-.264*
(.160)
-.523**
(.222)
-.615**
(.127)

-2.679

.496

23.588**

Richting

T

a

T

R2

12.688

92.393**
(33.191)
4.672
(44.926)
93.023
(72.238)

2.784

.649

160.989**

.104

.716

153.665**

1.288

.054

ir,

26

Samenhang tussen CAR doelwit en totaal
N
Allemaal

ß

88

sprake te zijn. Om te achterhalen welke motieven
wel opgaan voor de Nederlandse situatie wordt
gekeken naar de samenhang tussen de rendemen­
ten van het doelwit en het totaal. De regressies
voor het geheel en die bij alleen een positief
totaal CAR leveren een significante positieve
samenhang op. Voor deze twee regressies moeten
dus de nulhypotheses die stellen dat er sprake is
van agency of synergie worden verworpen.
Alleen hypothese 3 lijkt op te gaan bij fusies met
een negatief totaal CAR. De bèta voor deze groep
is zeer laag en niet significant met een grote
standaardfout, zodat de nulhypothese dat er
sprake is van inibris niet wordt verworpen. Daar
er nauwelijks samenhang is tussen het totale
rendement en dat van het doelwit gaat voor deze
groep hypothese 3 op. In de steekproef is er dus
sprake van hubris bij 26 van de 88 bedrijven.
Over de motieven bij andere fusies is via deze
methode helaas niets te zeggen.
 282

12.396
1.165

QC

.734**
+
(.058)
+
Alleen pos. Totaal
62 .852**
CAR
(.069)
Alleen neg. Totaal
26 .277
Geen
CAR
(.237)
* significant bij een niveau van 10 procent
** significant bij een niveau van 5 procent

F

5 Samenvatting en conclusie
In het onderzoek was het totale rendement van
de fusiepartners bij 60% in de onderzoeksperiode
positief, met een totaal gemiddelde van 4,8%.
Vooral de methode van betaling heeft een grote
invloed op de prestaties. De betaling in aandelen
heeft een significante negatieve samenhang,
terwijl de betaling in contanten een positieve
bijdrage levert aan het totale rendement. Deze
relatie tussen betalingsvorm en rendement komt
overeen met eerdere onderzoeken uit Nederland
en uit het buitenland.
Het rendement voor de bieders is minder
gunstig. Net iets meer dan de helft (52%) behaalt
een positief resultaat in de onderzoeksperiode.
Het gemiddelde resultaat is 0,94%. Het resultaat
wordt significant positief beïnvloed door de
betaling in contanten en negatief door de aanwe­
zigheid van fusiegolven.
Bij het CAR van de doelwitten was 82%

JUNI 2000

E Jab

positief met een gemiddelde van 22.6%. De
verhouding tussen de marktwaarde van het eigen
vermogen van de bieder en het doelwit levert een
significante positieve bijdrage aan het rendement.
Relatief grote bieders betalen blijkbaar hogere
overnamepremies. Dc betaling in aandelen wordt
niet echt gewaardeerd door aandeelhouders van
het doelwit gezien de grote negatieve bijdrage
aan het CAR.
Deze resultaten zijn aanmerkelijk positiever
dan die eerder hierover zijn gepubliceerd. Een
verklaring hiervoor kan zijn dat 93 % van de
fusies horizontaal van richting waren waardoor er
eerder synergie werd gecreëerd dan bij verticale
of diagonale fusies.
 toegerekend aan Inibris. Overschatting van de
waarde van het doelwit of zelfoverschatting van
de managers van een biedende onderneming
speelt dus net als in Amerika een betekenisvolle
rol in Nederland.
L I T E R A T U U R

Berkovitch, E and M.P. Narayanan, (1993), Motives
for Takeovers: An Empirical Investigation, Journal
o f Financial and Quantative Analysis, 28, pp.347­
363.
Bosveld, R., P. Meyer, and T. Vorst, (1997), Takeover
Premiums In The Netherlands, opgenomen in J.
Spronk e.a., Financieringen en beleggingen, deel

Ten aanzien van de fusiemotieven en de
achterliggende theorieën blijkt dat de markt meer
gelooft in mogelijke synergie bij de nieuwe
combinatie, wanneer dc bieder de overname
betaalt in contanten. Niet alleen dc aandeelhou­
ders van de bieder hebben hier voorkeur voor,
maar ook die van het doelwit. Dc betaling in
aandelen wordt gemiddeld slecht gewaardeerd
door de aandeelhouders van de bieder en doet het
rendement dan ook dalen.
In een periode van veel overnames (fusiegolf)
is het rendement voor bieders significant lager
dan in andere periodes, zodat gesteld kan worden
dat dc speltheorie lijkt op te gaan voor de Neder­
landse situatie.
Er zijn aanwijzingen gevonden voor de
stelling dat markup pricing een negatieve bijdrage
levert aan het rendement van de bieders in
Nederland, zoals ook gebleken is in de Ameri­
kaanse markt. Hoewel markup pricing voor het
totaal opgaat, blijkt dat de regressiecoëffïciënt bij
bieders met een negatief rendement significant
hoger is dan bij bieders met een positief rende­
ment. Bij bieders met een positief rendement is er
sprake van partiële substitutie. Markup pricing
kan dus gezien worden als een age/vcv-probleem.
 Deze biedingstrategie komt vooral voor bij de
betaling van de overname met aandelen of in een
gemengde vorm. Dit komt overeen met de
uitkomsten, waaruit blijkt dat de betaling in
contanten een positieve bijdrage levert aan het
CAR en samengaat met het synergie-moX\tf.
Middels de analyse naar de correlatie van de
verschillende rendementen komt naar voren dat
dertig procent van de acquisities kan worden

JUNI 2000

[fflAB

20, Erasmus Universiteit Rotterdam, pp. 125-158.
Brown, S.J. and J.B. Warner, (1980), Measuring
Security Price Performance, Journal o f Financial
Economics, 8, pp. 205-258.
Bruin, D. de en R.A.I.van Frederikslust, (1994),
Financiële resultaten van fusies en acquisities,
Fusies en Acquisities, J.C .K.W . Bartel, e.a.,
Houten, Stenfert Kroese, pp. 99-122.
Duijn, J.J. van, (1992), Fusies and overnames en de
aandelen belegger, Fusies en Overnames, J.J. van
Duijn, e.a., Schoonhoven, Academie Service, pp.
19-34.
Eriksson, J., P. Högfeldt and J. Spens, (1998), Bidder
Share Price Reactions Following Takeover An­
nouncements, paper prepared for the 25th
Anniversary Meeting of the European Finance
Association, Paris.
Franks, J.R. and R.S. Harris, (1989), Shareholder
Wealth Effects of Corporate Takeovers, Journal of
Financial Economics, 23, pp. 1513-1525.
Hansen, R., (1987), A Theory for the Choice of
Exchange Medium in Mergers and Acquisitions,
Journal o f Business, 60, pp. 75-95.
Healy, P., K. Palepu, and R.S. Ruback, (1992), Do
Mergers Improve Corporate Finance?, Journal of
Financial Economics, 31, pp. 135-175.
Jong H.W ., de, (1998), Fusiegolven: theorie en
empirie, Tijdschrift voor Bedrijfsadministratie,
december nummer 1218, pp. 446-451.
Kemna, A., T. Kloek, en A. Pieterse, (1994), Een
empirische verklaring voor de vermogensstructuur
van Nederlandse ondernemingen, Maandblad
voor Accountancy en Bedrijfseconomie, december,
pp. 737-750.
Keynes, J.M ., (1936), The General Theory of Employ­
ment, Interest, and M oney, London, Macmillan.
 283

Mitchell, M .L. and K. Lehn, (1990), Do Bad Bidders
Make Good Targets, Journal o f Political Economy,
98, pp. 372-398.
Journal o f Applied Economics and Economic
Policy, 23, pp. 255-278.
Schenk, H., (1994), Fusies als economisch en strate­

Mitchell, M .L and J.H. Mulherin, (1996), The impact of

gisch verschijnsel; reële of ogenschijnlijke para­

industry shocks on takeover and restructuring

doxen, Fusies en Acquisities, J.C .K.W . Bartel, e.a.,

activity, Journal of Financial Economics, 41,
pp.193-229.
Morck, R., A. Schleifer, and R. Vishny, (1990), Do
managerial Objectives Drive Bad Acquisitions?,
Journal o f Finance, 45, pp. 31-48.
Mueller, D.C., (1989), Mergers: Causes, Effects and
Policies, International Journal of Industrial Organi­
sation, 7, pp. 1-10.
Houten: Stenfert Kroese, pp. 33-90.
Schwert, W .G ., (1994), Markup pricing in mergers
and acquisitions, Journal o f Financial Economics,
41 (1996), pp. 153-192.
Sirower, M .L., (1997), De valstrik van synergie, eerste
editie in Nederland, Amsterdam: Contact.
Weston, J.F. and T.E. Copeland, (1992), Managerial
Finance, The Dryden Press , New York.
Myers, S. and N.S. Maljuf, (1984), Corporate Finan­
cing and Investment Decisions When Firms Have
Information That Investors Do Not Have, Journal o f

NOOT

Finacial Economics, 13, pp. 187-221.
Roll, R., (1986), The Hubris Hypothesis of Corporate
Takeovers, Journal of Business, 59, pp. 197-216.
Schenk, H., (1996), Bandwagon Mergers, International

1

De inflatiecorrectie is uitgevoerd door midde­

ling over de periodes rekening houdend met de
prijsindexcijfers in de onderzoeksperiode.
Competitiveness and Government Policy, Empirica,

284

JUNI 2000

E !a b.
