朱冠平，扈文秀，章偉果，付 強

(西安理工大學 經(jīng)濟與管理學院，陜西 西安 710054)

一、引言

目前，金融沖擊定義眾說紛紜，本文采用Angela學者認為的狹義定義，金融沖擊是指由金融因素引起的震動，主要指股市沖擊、貨幣沖擊和匯率沖擊等[1]。股權(quán)結(jié)構(gòu)是指不同性質(zhì)的股份在總股本中所占的比例及其相互關(guān)系，不同的股權(quán)結(jié)構(gòu)決定了不同的公司治理結(jié)構(gòu)及決策參與程度，影響著企業(yè)的績效與行為。企業(yè)并購是指兩家或多家企業(yè)合并組成一家企業(yè)，分為兼并和收購，本質(zhì)是市場主體進行的一種權(quán)利讓渡行為。企業(yè)并購是資本市場中重要的資源配置手段，成功的并購不僅能使企業(yè)業(yè)務模式、盈利能力、償債能力及資本結(jié)構(gòu)等方面得到積極改觀，而且還能推進企業(yè)文化、生產(chǎn)效率及市場能力的提升，發(fā)揮規(guī)模經(jīng)濟與范圍經(jīng)濟等協(xié)同效應。在有效資本市場中，企業(yè)并購行為是活躍的，據(jù)湯森路透的數(shù)據(jù)顯示，截止2018年9月，全球全年并購交易量已達到3.24萬億美元，同比增長40%，創(chuàng)出歷史新高，而來自中國工信部統(tǒng)計數(shù)據(jù)卻顯示2018年上半年海外并購交易規(guī)模同比下降18%，這是繼兩年前中國企業(yè)海外并購創(chuàng)下歷史新高后連續(xù)四個半年出現(xiàn)回落。此外，民營企業(yè)在國內(nèi)市場并購浪潮也連年趨向減弱態(tài)勢。這是偶然事件還是受中美貿(mào)易摩擦、經(jīng)濟不景氣或股市波動等因素影響，有待商榷?；诖吮尘?，本文提出金融沖擊、股權(quán)結(jié)構(gòu)與企業(yè)并購間關(guān)系研究，試圖回答如下三個問題：金融沖擊會不會影響企業(yè)并購行為？對于不同的企業(yè)性質(zhì)，這種影響會不會有所不同？金融沖擊影響企業(yè)并購的機理是什么？目前，國內(nèi)外學術(shù)界主要關(guān)注宏觀層面和公司層面對企業(yè)并購的實際影響，如并購績效、并購價值和并購支付方式，而對金融沖擊和股權(quán)結(jié)構(gòu)與企業(yè)并購行為的研究鮮有涉及。本文不僅以三者間關(guān)系作研究，探討金融沖擊和股權(quán)結(jié)構(gòu)對企業(yè)并購的影響，而且還將股權(quán)結(jié)構(gòu)作為中間變量，試圖研究股權(quán)結(jié)構(gòu)是否在金融沖擊對企業(yè)并購行為的影響過程中發(fā)揮中介效應。

二、研究述評與研究假設

隨著泡沫經(jīng)濟的日益顯現(xiàn)，政策不確定性正變得越來越頻繁，股市波動、貨幣波動以及匯率波動等金融沖擊也逐漸影響著實體企業(yè)的未來發(fā)展。研究發(fā)現(xiàn)在經(jīng)濟波動時金融條件扮演著重要作用，當金融沖擊發(fā)生時，對外部融資依賴程度越高的企業(yè)，其受到的負面影響越大[2]，在不完全金融市場中，金融沖擊將會使得企業(yè)信貸成本增加進而導致行業(yè)全要素生產(chǎn)效率水平下降[3]，在多個沖擊并存時，金融沖擊對產(chǎn)出增長波動的貢獻甚至超過50%以上，最終導致經(jīng)濟產(chǎn)出、投資、消費及就業(yè)等大幅下降[4]。可見，金融沖擊會增加企業(yè)融資成本和導致生產(chǎn)效率和產(chǎn)出下降，而生產(chǎn)效率差異是驅(qū)動并購的關(guān)鍵因素，高生產(chǎn)效率的企業(yè)傾向于收購規(guī)模小但經(jīng)營良好的低生產(chǎn)率企業(yè)[5]。由于金融沖擊會導致企業(yè)效率降低，效率差異又是并購行為的關(guān)鍵動機，金融沖擊與企業(yè)并購兩者間應該是促進關(guān)系，基于此，本文擬提出假設1：

假設1：在保證其它控制變量不變情況下，企業(yè)面臨的金融沖擊越激烈并購行為越明顯。

自從兩權(quán)分離的觀點誕生后，代理問題一直未離開學術(shù)界的關(guān)注，成為了當今公司治理研究的重心，由代理問題衍生出來的股權(quán)結(jié)構(gòu)更是成了學術(shù)界的寵兒。目前，關(guān)于股權(quán)結(jié)構(gòu)(含股權(quán)集中度和制衡度)對企業(yè)并購行為的影響分析鮮有涉及。

石大林研究發(fā)現(xiàn)股權(quán)集中度與公司價值顯著正相關(guān)，股權(quán)越集中，企業(yè)經(jīng)營業(yè)績越高[6]。而Hu等認為股權(quán)集中度與企業(yè)價值顯著負相關(guān)，股權(quán)集中會導致大股東侵占小股東的利益，最終導致降低企業(yè)價值[7]。錢美琴等則研究得出股權(quán)集中度與企業(yè)價值間呈倒U形關(guān)系[8]，而學者肖淑芳等卻實證兩者間無顯著關(guān)系[9]?？梢?，股權(quán)集中度對企業(yè)價值是否存在正影響、負影響、U影響還是無影響尚無定論，三種關(guān)系都有學者研究得出。本文擬提出股權(quán)集中度與企業(yè)并購呈顯著負相關(guān)性，一種解釋是股權(quán)越集中在少數(shù)股東手里，其經(jīng)營決策的權(quán)力就越大，基于風險厭惡假設，其面臨的投資風險則越大，走激進機會主義的可能性越低，進而導致其并購動機越弱。

Bennedsen和Wolfenzon認為其他股東的監(jiān)督與制衡能夠有效減少控股股東的掏空行為[10]。白重恩等通過實證分析認為隨著股權(quán)制衡度的提升，控股股東攫取其他中小股東利益的動機也將隨之減弱，從而提升企業(yè)的整體業(yè)績[11]。呂懷立和李婉麗也研究顯示股權(quán)制衡度能夠制約控股股東與其他上市公司的關(guān)聯(lián)交易，尤其是侵占型關(guān)聯(lián)交易[12]。唐建新等以2003—2010年民營上市公司數(shù)據(jù)為樣本，研究表明股權(quán)制衡度能夠抑制大股東通過獲取公司控制權(quán)來掏空公司的目的[13]。而呂新軍更是基于異質(zhì)性隨機邊界視角分析表明股東制衡力的增強有助于提升企業(yè)治理效率[14]。以上學者的研究均表明股權(quán)制衡度在企業(yè)扮演著監(jiān)督者作用，能夠有效抑制控股股東的掏空行為，促進企業(yè)依據(jù)市場科學決策，進而實現(xiàn)高企業(yè)業(yè)績，基于此，擬提出股權(quán)制衡度與企業(yè)并購顯著正相關(guān)。

綜上所述，合理的股權(quán)結(jié)構(gòu)能夠約束經(jīng)理人的在職消費與過度投資，從而減少無效經(jīng)營與投資行為，最終提升企業(yè)的治理效率和效果。綜合分析，提出假設2，并適度拓展提出假設3：

假設2：股權(quán)集中度與企業(yè)并購行為顯著負相關(guān)，而股權(quán)制衡度與企業(yè)并購行為顯著正相關(guān)。

假設3：股權(quán)結(jié)構(gòu)在金融沖擊對企業(yè)并購影響過程中發(fā)揮中介效應。

三、數(shù)據(jù)選取與研究設計

(一)數(shù)據(jù)選取

本文樣本數(shù)據(jù)是深A股上市公司2006—2017年數(shù)據(jù)，其中，金融沖擊(含股市沖擊、貨幣沖擊及匯率沖擊)數(shù)據(jù)分別來源于銳思A股股指數(shù)據(jù)庫、國家統(tǒng)計局經(jīng)濟普查公報和國家外匯管理局，股權(quán)結(jié)構(gòu)(含股權(quán)集中度和股權(quán)制衡度)數(shù)據(jù)來源于國泰安股東數(shù)據(jù)庫，企業(yè)并購數(shù)據(jù)來源于國泰安并購重組數(shù)據(jù)庫。為保證數(shù)據(jù)有效性和科學性，在計算連續(xù)變量時，對數(shù)據(jù)兩端的1%進行了溫莎縮尾技術(shù)處理。

(二)變量設計

1.金融沖擊。金融沖擊度量方法主要分為向量自回歸殘差分析法、隨機游走模型以及條件異方差三類，鑒于向量自回歸殘差分析法穩(wěn)定性較弱及求解復雜，而隨機游走模型僅適合貨幣沖擊，難以體現(xiàn)利率沖擊和股市沖擊，故選擇變量條件異方差作為金融沖擊度量方法，詳細見本部分金融沖擊的GARCH度量計算。本文采用含股市沖擊、貨幣沖擊和匯率沖擊的金融沖擊[15]。

2.股權(quán)結(jié)構(gòu)。股權(quán)結(jié)構(gòu)的多少代表參與經(jīng)營決策權(quán)有多少，本文股權(quán)結(jié)構(gòu)是狹義定義，僅指股權(quán)集中度和股權(quán)制衡度兩種維度代表的衡量指標，其中股權(quán)集中度用公司股東前三名持股比例和衡量；股權(quán)制衡度用第二名至第10名股東持股比例和衡量。

3.企業(yè)并購。選取國泰安深圳上市的A股并購重組數(shù)據(jù)，剔除以下數(shù)據(jù)：(1)剔除非并購類型數(shù)據(jù)，即債務重組類、股份回購類、資產(chǎn)置換類和資產(chǎn)剝離類；(2)剔除具有關(guān)聯(lián)交易的上市公司數(shù)據(jù)；(3)剔除金融行業(yè)綜合類上市公司；(4)剔除信息缺失的上市公司；(5)若當年發(fā)生多次并購行為，只選首次統(tǒng)計。由于企業(yè)并購行為為啞變量，若該年度企業(yè)發(fā)生并購行為則取1，未發(fā)生并購行為則取0。此外，進一步統(tǒng)計每個企業(yè)每年發(fā)生的并購頻數(shù)作為穩(wěn)健性檢驗。

4.控制變量。通過對已有文獻分析，企業(yè)并購行為影響因素有很多，本文主要對企業(yè)資產(chǎn)、企業(yè)性質(zhì)、資產(chǎn)負債率、經(jīng)營性凈現(xiàn)金流量比、托賓Q值、高管持股比例、高管背景和高管任期8個影響因素進行控制。具體解釋見表1。

表1 相關(guān)變量解釋說明

注：高管背景與高管任期中高管指公司董事長、總經(jīng)理和財務總監(jiān)，數(shù)據(jù)來源于國泰安和新浪財經(jīng)。

(三)模型設計

由于企業(yè)并購行為屬于二元屬性，只有0或1兩值，故采用二元Logit回歸模型分析，構(gòu)建的二元Logit回歸模型，建立模型(1)：

β3GarchE+β4Concern+β5Balance+β6Size+

β7Liability+β8ONCR+β9TobinQ+β10Nature+

β11Shareh+β12Backg+β13Tenure+ε

(1)

其中，P為被解釋變量，表示企業(yè)發(fā)生并購的概率；GarchS、GarchM、GarchE為金融沖擊解釋變量；Concern和Balance為股權(quán)結(jié)構(gòu)解釋變量；Size、Nature、Liability、ONCR、TobinQ、Shareh、Backg和Tenure為控制變量，∑βi為待估計參數(shù)，ε為誤差項。由模型(1)可知，當自變量系數(shù)顯著時，表明對企業(yè)并購發(fā)生的概率有顯著影響：為正，則有促進企業(yè)并購行為的影響；為負，則說明有抑制企業(yè)并購行為的影響。

(四)金融沖擊的GARCH度量計算

1.GARCH模型理論

GARCH模型是在ARCH模型基礎上發(fā)展而來，ARCH模型強調(diào)t期條件方差只因時間而變，而對上期或前面任何各期均無關(guān)，而GARCH模型卻認為t期條件方差不僅因時間而變，而且還是自回歸函數(shù)，是建立在對過去波動率基礎上的時間序列建模方法，能夠較為準確地預測時間序列的波動性和相關(guān)性[16]。具體可通過式(2)加以區(qū)分：

(2)

(3)

由于GARCH模型能較清晰地刻畫方差波動來源于隨時間和自回歸影響，因而用GARCH模型生成條件異方差來解釋金融沖擊具有較高精度。具體見走勢圖分析。

2.金融數(shù)據(jù)走勢圖

選取貨幣沖擊(M2發(fā)行量)、匯率沖擊(中美匯率)和股市沖擊(上證A股指數(shù))月度數(shù)據(jù)，作為金融沖擊原始數(shù)據(jù)，原始金融數(shù)據(jù)走勢圖見圖1；對原始金融數(shù)據(jù)進行GARCH處理后走勢圖見圖2。

圖1顯示中國M2貨幣發(fā)行量逐年增加，較難看出具體在何時出現(xiàn)過較大貨幣發(fā)行量，即很難看出貨幣沖擊發(fā)生在何時。圖2經(jīng)過GARCH處理后貨幣發(fā)行量卻很容易看出，在2009年有一次較強的貨幣金融沖擊，這與中國為刺激經(jīng)濟復蘇在2008年底出臺4萬億投資有關(guān)。圖1顯示人民幣匯率逐年升值，直到16年后才有所貶值，圖2匯率走勢圖卻更加地清晰顯示出，中國匯率波動較大出現(xiàn)在2008年、2016年和2017年，主要是由于金融次貸危機和中美貿(mào)易摩擦導致中美匯率波動較大。圖1顯示中國股市波動比較明顯是在2008年和2015年左右，圖2較清晰地顯示股市沖擊發(fā)生在2008年和2015年，這兩年間中國股市均出現(xiàn)斷崖式暴跌，較符合中國實際情況。綜合來看，經(jīng)過GARCH模型處理后的數(shù)據(jù)，其條件異方差代表金融沖擊能夠較好地擬合中國實際情形。

圖2 GARCH處理后走勢圖

3.金融沖擊年度數(shù)據(jù)

對于時間序列數(shù)據(jù)，為使分析結(jié)果有效，不至于出現(xiàn)偽回歸，數(shù)據(jù)穩(wěn)定性檢驗是前提。對GARCH模型處理后GARCHM、GARCHE和GARCHS月度數(shù)據(jù)進行單位根檢驗，結(jié)果見表2。

表2 GARCHM、GARCHE和GARCHS單位根檢驗

表2結(jié)果顯示在顯著性水平5%水平下金融沖擊變量均通過單位根穩(wěn)定性檢驗，進一步將月度數(shù)據(jù)平均轉(zhuǎn)化得到年度數(shù)據(jù)，其目的是保持與其它變量同為年度分析數(shù)據(jù)。

四、實證檢驗

(一)描述性分析

為較清晰地看出金融沖擊、股權(quán)結(jié)構(gòu)、企業(yè)并購以及相關(guān)控制變量的數(shù)據(jù)分布，對14個變量進行描述性統(tǒng)計分析，描述性結(jié)果顯示見表3。

表3顯示，并購行為(YON)均值為0.54，標準差0.5，表明研究樣本在樣本期間12年里平均有6.48年企業(yè)會做出并購行為。股權(quán)集中度(Concern)均值為0.45，標準差0.15，說明研究樣本股權(quán)集中程度未過于集中但極差偏大。股權(quán)制衡度(Balance)均值為0.18，標準差0.12，表明中國上市公司股權(quán)制衡較弱。在控制變量中，資產(chǎn)負債率(Liability)均值為0.48，表明研究樣本總體上在資產(chǎn)與負債相當水平情況下進行經(jīng)營但兩端企業(yè)間差異較大。經(jīng)營凈現(xiàn)金比(ONCR)均值為0.05，表明企業(yè)預留給企業(yè)經(jīng)營現(xiàn)金為每100元資產(chǎn)僅5元，顯示出較低的留存現(xiàn)金，易引起資金鏈短缺。管理層持股比例(Shareh)均值為0.02，顯示中國高管持有股票較低，較難激勵管理層與股東目標一致。高管學歷(Backg)和高管任期(Tenure)均值分別為3.36和4.25，表明中國高管平均學歷在本科與碩士之間，高管任期較為穩(wěn)定，平均能達到4.25年，遠大于一般任期3年。

表3 金融沖擊、股權(quán)結(jié)構(gòu)與企業(yè)并購描述性統(tǒng)計

(二)相關(guān)性分析

為初步表明金融沖擊、股權(quán)結(jié)構(gòu)與企業(yè)并購間關(guān)系，對所有變量進行相關(guān)性分析，相關(guān)性結(jié)果顯示見表4(僅顯示各變量與因變量的相關(guān)性結(jié)果)：

表4 金融沖擊、股權(quán)結(jié)構(gòu)與企業(yè)并購相關(guān)性分析

注：***，**，*分別表示在1%、5%和10%水平下顯著。

表4初步表明股市沖擊、匯率沖擊、股權(quán)制衡度與企業(yè)并購行為顯著正相關(guān)，股權(quán)集中度與企業(yè)并購行為顯著負相關(guān)，而貨幣沖擊對企業(yè)并購行為無影響；控制變量方面，企業(yè)資產(chǎn)、資產(chǎn)負債率、托賓Q值、管理層持股、高管背景以及高管任期均與企業(yè)并購行為存在顯著正相關(guān)，而經(jīng)營凈現(xiàn)金比和企業(yè)性質(zhì)與并購行為顯著負相關(guān)。表4還顯示金融沖擊、股權(quán)結(jié)構(gòu)以及其它控制變量均與企業(yè)并購行為相關(guān)系數(shù)較小，表明影響并購的因素眾多。進一步以TobinQ作為因變量對其余變量做共線性檢驗，其VIF值均在1～10間，表明模型不存在多重共線性問題。

(三)回歸分析

1.股權(quán)結(jié)構(gòu)與企業(yè)并購行為回歸檢驗

為分析股權(quán)結(jié)構(gòu)對企業(yè)并購行為是否有影響，對股權(quán)結(jié)構(gòu)和企業(yè)并購行為進行Logit回歸，同時進一步細分數(shù)據(jù)，將全樣本數(shù)據(jù)按企業(yè)性質(zhì)分為國企和非國企，以資產(chǎn)負債率中位數(shù)劃分高負債水平和低負債水平，回歸結(jié)果顯示見表5。

表5顯示全樣本中股權(quán)集中度與企業(yè)并購行為顯著負相關(guān)(β1=-0.013，P<0.000)和股權(quán)制衡度與企業(yè)并購行為顯著正相關(guān)(β2=0.018，P<0.000)，表明股權(quán)集中度越低和股權(quán)制衡度越高，企業(yè)越易發(fā)生并購行為，這支持了假設2成立(股權(quán)集中度與企業(yè)并購行為顯著負相關(guān)，而股權(quán)制衡度與企業(yè)并購行為顯著正相關(guān))。企業(yè)性質(zhì)與企業(yè)并購行為具有顯著負相關(guān)(β3=-0.315，P=0.001)，表明企業(yè)性質(zhì)是國有企業(yè)，其發(fā)生并購行為的可能性就越小，非國有企業(yè)發(fā)生并購行為的可能性則更大。此外，非國企的資產(chǎn)負債率、托賓Q值和高管教育背景會顯著促進企業(yè)并購行為發(fā)生，而在國企卻無顯著性，表明資產(chǎn)負債率和經(jīng)營業(yè)績托賓Q值以及高管學歷背景只影響非國企并購行為發(fā)生，而在國企并購上無促進作用。

表5 股權(quán)結(jié)構(gòu)與企業(yè)并購行為回歸結(jié)果

注：***，**，*分別表示在1%、5%和10%水平下顯著。

2.金融沖擊、股權(quán)結(jié)構(gòu)與企業(yè)并購行為回歸檢驗

前面探討了股權(quán)結(jié)構(gòu)對企業(yè)并購行為影響情形，這部分將繼續(xù)增加金融沖擊變量，進一步探討金融沖擊、股權(quán)結(jié)構(gòu)對企業(yè)并購行為的影響情況。金融沖擊、股權(quán)結(jié)構(gòu)與企業(yè)并購行為回歸結(jié)果見表6。

表6全樣本回歸模型顯示增加金融沖擊自變量后，原有的股權(quán)結(jié)構(gòu)對企業(yè)并購的影響并未發(fā)生變化，即股權(quán)集中度與企業(yè)并購行為顯著負相關(guān)，股權(quán)制衡度與企業(yè)并購行為顯著正相關(guān)，企業(yè)性質(zhì)與企業(yè)并購行為顯著負相關(guān)，此外，全樣本回歸模型還顯示股市沖擊與企業(yè)并購行為有顯著正相關(guān)(β1=18.97，P<0.000)，貨幣沖擊與企業(yè)并購行為顯著正相關(guān)(β2=63.26，P=0.016)，而匯率沖擊對企業(yè)并購行為有正向沖擊但不顯著(β3=63.23，P=0.173)，表明股市沖擊和貨幣沖擊越大，企業(yè)越易發(fā)生并購行為，這部分支持了假設1成立(在保證其它控制變量不變情況下，企業(yè)面臨的金融沖擊越激烈并購行為越明顯)。

表6 金融沖擊、股權(quán)結(jié)構(gòu)與企業(yè)并購行為回歸結(jié)果

注：***，**，*分別表示在1%、5%和10%水平下顯著。

在分組回歸中，金融沖擊中的貨幣沖擊對非國有企業(yè)并購行為有顯著正向影響(β4=73.27，P=0.047)，而對國有企業(yè)無顯著性(β5=51.92，P=0.165)；匯率沖擊對高負債水平并購行為顯著正向影響(β6=125.05，P=0.057)，而在低負債水平下無顯著影響(β7=21.45，P=0.747)。此外，資產(chǎn)負債率、托賓Q值和高管教育背景依舊僅對非國企有影響。

3.股權(quán)結(jié)構(gòu)在金融沖擊影響企業(yè)并購過程中的中介作用檢驗

為進一步挖掘金融沖擊、股權(quán)結(jié)構(gòu)與企業(yè)并購三者間關(guān)系，本文將股權(quán)結(jié)構(gòu)的股權(quán)集中度和股權(quán)制衡度作為中間變量，進一步探究股市沖擊、貨幣沖擊以及匯率沖擊是否存在通過股權(quán)集中度或股權(quán)制衡度來影響企業(yè)并購的中介傳遞效應。使用Sobel檢驗法檢驗股權(quán)結(jié)構(gòu)是否存在中介效應。經(jīng)整理后結(jié)果顯示見表7。

表7 Sobel中介效應檢驗結(jié)果

注：由于表6全樣本顯示匯率沖擊對企業(yè)并購行為無顯著性影響，故未顯示匯率沖擊的中介效應檢驗。

表7Sobel檢驗結(jié)果顯示，股權(quán)制衡度在貨幣沖擊對并購行為的影響過程中發(fā)揮了強中介效應，而在股市沖擊對企業(yè)并購行為的影響過程中僅發(fā)揮了弱中介傳遞效應；股權(quán)集中度則并未檢驗出中介效應。由于股權(quán)制衡度在貨幣沖擊對并購行為的影響過程中發(fā)揮了強中介效應，這部分支持了假設3成立(股權(quán)結(jié)構(gòu)在金融沖擊對企業(yè)并購的影響過程中發(fā)揮中介效應)。

(四)穩(wěn)健性檢驗

為確保本文研究變量沒有隨機趨勢或時間趨勢，導致偽回歸問題，偽回歸是指自變量與因變量并沒有真正聯(lián)系，而是由于二者同時隨時間有向上或向下變動趨勢而產(chǎn)生顯著回歸，對本文結(jié)果進行穩(wěn)健性檢驗。本文做了如下穩(wěn)健性檢驗：一是從數(shù)據(jù)出發(fā)，通過增加數(shù)據(jù)以判斷回歸結(jié)果是否穩(wěn)定，選取一部分上交所上市的A股公司來檢驗穩(wěn)健性；二是從變量出發(fā)，重新定義股權(quán)集中度和股權(quán)制衡度計算方法來檢驗回歸結(jié)果穩(wěn)健性，股權(quán)集中度由前兩名股東持股比例和計量，股權(quán)制衡度由第三名至第八名股東持股比例和來計量；三是使用企業(yè)每年發(fā)生的并購頻數(shù)作為因變量重復做回歸分析。穩(wěn)健性回歸結(jié)果均顯示各變量系數(shù)符號和顯著性與本文的回歸結(jié)果相同，只是變量系數(shù)和t值稍微上下波動。因此，三種方法均表明原回歸結(jié)果結(jié)論是穩(wěn)健的。

五、結(jié)論與啟示

本文以深圳A股上市公司數(shù)據(jù)為研究樣本，檢驗金融沖擊和股權(quán)結(jié)構(gòu)是否會影響企業(yè)并購行為。對于不同性質(zhì)的企業(yè)，這種影響會不會有所不同以及金融沖擊和股權(quán)結(jié)構(gòu)影響企業(yè)并購的機理是什么。研究表明：股市沖擊、貨幣沖擊及股權(quán)制衡度對企業(yè)并購行為具有顯著促進作用，而股權(quán)集中度對企業(yè)并購行為具有顯著抑制作用；貨幣沖擊對非國有企業(yè)并購行為有顯著正向影響而對國有企業(yè)無顯著性影響，匯率沖擊對高負債水平并購行為顯著正相關(guān)，而在低負債水平下無顯著影響；股權(quán)結(jié)構(gòu)在金融沖擊對企業(yè)并購影響過程中扮演部分中介傳遞效應。

本文的研究豐富了國內(nèi)外金融沖擊、股權(quán)結(jié)構(gòu)與企業(yè)并購的研究文獻，有助于我們了解金融沖擊和股權(quán)結(jié)構(gòu)調(diào)整產(chǎn)生的經(jīng)濟后果，啟示政策制定者在推出經(jīng)濟政策、貨幣政策和金融政策過程中，不僅要關(guān)注政策本身對實體經(jīng)濟可能帶來產(chǎn)出市場波動，更要關(guān)注股市和貨幣等金融沖擊對企業(yè)并購行為的影響。