趙妍

摘要：以2005—2016年滬深A(yù)股上市公司以及2005—2019年滬深A(yù)股上市公司并購績效數(shù)據(jù)為樣本，以我國2010年出臺的促進(jìn)企業(yè)兼并重組的政策為切入點，綜合運用面板二值選擇模型、泊松模型、動態(tài)面板模型等方法，從企業(yè)并購微觀層面考察兼并重組政策的實施效果。研究發(fā)現(xiàn)，從數(shù)量上來看，兼并重組政策頒布后激勵了企業(yè)并購，提高了企業(yè)并購的概率和并購數(shù)量；從質(zhì)量上來看，雖然企業(yè)并購后短期績效提高，但從長期績效來看，企業(yè)并購后民營企業(yè)和地方國有企業(yè)長期財務(wù)績效下降，中央企業(yè)長期財務(wù)績效提高。進(jìn)一步研究發(fā)現(xiàn)，兼并重組政策通過緩解融資約束的途徑弱化了兼并重組政策和并購績效的負(fù)相關(guān)關(guān)系，提高了并購企業(yè)的長期財務(wù)績效；但通過政府補貼手段強化了兼并重組政策和并購績效的負(fù)相關(guān)關(guān)系，進(jìn)一步降低了并購企業(yè)的長期財務(wù)績效。研究結(jié)論意味著兼并重組政策的頒布對不同所有權(quán)性質(zhì)的企業(yè)實施效果不同，中央企業(yè)在兼并重組政策頒布后企業(yè)并購的概率和數(shù)量增多，并購績效提高；而民營企業(yè)和地方國有企業(yè)在兼并重組政策頒布后雖然并購的概率和數(shù)量增多，但是從質(zhì)量來看長期財務(wù)績效下降。

關(guān)鍵詞：兼并重組政策；實施效果；企業(yè)并購；并購績效；融資約束

中圖分類號：F272文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A文章編號：1007-8266（2021）02-0071-13

一、引言

自2016年張維迎和林毅夫兩位學(xué)者開啟關(guān)于產(chǎn)業(yè)政策的“世紀(jì)之辯”以來，產(chǎn)業(yè)政策的合理性以及有效性問題就成為學(xué)術(shù)界關(guān)注的焦點。在我國，政府在經(jīng)濟資源配置中扮演重要角色，主要通過宏觀調(diào)控、產(chǎn)業(yè)政策等影響資源配置[ 1 ]。并購作為企業(yè)投資方式的一種，不僅是產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)市場化調(diào)整的有效手段，而且也是存量調(diào)整的重要手段。為促進(jìn)企業(yè)兼并重組，國務(wù)院2010年頒布《國務(wù)院關(guān)于促進(jìn)企業(yè)兼并重組的意見》，并由工業(yè)和信息化部牽頭，多部委協(xié)調(diào)加強對企業(yè)并購的引導(dǎo)和政策扶持。隨后，國家發(fā)展和改革委員會、財政部、人力資源和社會保障部、國土資源部、商務(wù)部、中國人民銀行、國有資產(chǎn)監(jiān)督管理委員會、稅務(wù)總局、工商總局、中國銀行保險監(jiān)督管理委員會、中國證券監(jiān)督管理委員會也發(fā)布了一系列配套文件，旨在通過改善并購市場環(huán)境、優(yōu)化并購稅收政策、加大并購貸款力度、放松并購融資條件等引導(dǎo)企業(yè)并購。然而，這些政策的出臺也引起了學(xué)術(shù)界以及企業(yè)界的諸多爭議。

目前關(guān)于企業(yè)兼并重組政策實施效果的研究有兩種相反的論點。部分學(xué)者從市場失靈和經(jīng)濟發(fā)展角度論證，認(rèn)為相關(guān)政策是有效的，對產(chǎn)業(yè)的升級調(diào)整發(fā)揮了積極作用[ 2-3 ]；也有學(xué)者對干預(yù)市場、替代市場的產(chǎn)業(yè)政策實施效果持否定態(tài)度，認(rèn)為相關(guān)產(chǎn)業(yè)政策是無效甚至有害的，將產(chǎn)業(yè)政策視為一種干預(yù)市場的行為，不利于國家發(fā)展，產(chǎn)業(yè)政策制定過程中存在標(biāo)準(zhǔn)難以確定、政府設(shè)租偏好、政策實施手段方式復(fù)雜、政策實施效果難以衡量等問題[ 1 ]?，F(xiàn)有研究政策實施效果的文獻(xiàn)大多以宏觀數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，缺乏微觀企業(yè)層面的證據(jù)支撐。雖然近幾年學(xué)者對宏觀經(jīng)濟政策和企業(yè)微觀行為關(guān)系產(chǎn)生極大興趣，但多集中在單一政策，如貨幣政策[ 4-5 ]、財政政策[ 6 ]、稅收政策[ 7-8 ]等對企業(yè)投資[ 9 ]、企業(yè)現(xiàn)金持有[ 10-11 ]、企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新[ 12 ]行為的影響，鮮有學(xué)者關(guān)注產(chǎn)業(yè)政策的微觀層面效果。為此，本文考察兼并重組政策的微觀效應(yīng)，為產(chǎn)業(yè)政策有效性之爭提供立足于微觀層面數(shù)據(jù)的觀點。本文以2010年頒布《國務(wù)院關(guān)于促進(jìn)企業(yè)兼并重組的意見》為契機，從企業(yè)并購的數(shù)量和質(zhì)量雙維度檢驗兼并重組政策的實施效果。

本文的研究貢獻(xiàn)可能有以下三點：第一，豐富有關(guān)政策實施效果的研究框架[ 13-14 ]。本文利用微觀企業(yè)數(shù)據(jù)對兼并重組政策實施效果進(jìn)行評價，為研究政策的實施效果提供新的視角。第二，從微觀企業(yè)并購的數(shù)量和質(zhì)量兩個維度考察兼并重組政策對企業(yè)并購的影響，拓展宏觀經(jīng)濟政策與微觀企業(yè)行為的研究[ 15-16 ]。第三，通過研究兼并重組政策與企業(yè)并購的關(guān)系，為政府制定、調(diào)整兼并重組政策提供參考，有利于未來政策制定的時效化和精確化。

二、政策背景及理論分析

（一）制度背景

《國務(wù)院關(guān)于促進(jìn)企業(yè)兼并重組的意見》強調(diào)了企業(yè)兼并重組對經(jīng)濟發(fā)展的重要性，提出要消除企業(yè)兼并重組的制度障礙，加強對企業(yè)兼并重組的引導(dǎo)和政策扶持。之后，國務(wù)院及各部委相繼頒布各項政策，旨在通過政策松綁以及相關(guān)配套制度的不斷完善為企業(yè)兼并重組創(chuàng)造良好的外部環(huán)境，促進(jìn)企業(yè)兼并重組。《國務(wù)院關(guān)于促進(jìn)企業(yè)兼并重組的意見》主要從審批制度、金融服務(wù)、財政稅收、土地管理、職工安置、行業(yè)管制放松和信息咨詢服務(wù)等方面改善兼并重組環(huán)境。在審批方面，取消和下放部分審批事項，簡化國有企業(yè)兼并重組審批程序；在金融服務(wù)方面，鼓勵支持現(xiàn)有商業(yè)銀行并購貸款業(yè)務(wù)，延長并購貸款時間，增加并購貸款比例，豐富并購支付方式，鼓勵多樣化融資手段等；在財政稅收方面，設(shè)立專項資金支持并購企業(yè)，對并購交易中的企業(yè)所得稅、非貨幣性資產(chǎn)投資企業(yè)所得稅、土地增值稅、營業(yè)稅和印花稅等進(jìn)行調(diào)整；在土地管理和職工安置方面，對國有企業(yè)改革中盤活土地資產(chǎn)提供政策支持，積極并穩(wěn)妥地解決職工的勞動關(guān)系問題、社會保險的接續(xù)問題、職工工資拖欠的問題；在行業(yè)管制方面，大力扶持民營資本，鼓勵他們進(jìn)入許多之前被禁止進(jìn)入的基礎(chǔ)設(shè)施、公共事業(yè)、金融服務(wù)和社會事業(yè)相關(guān)領(lǐng)域，進(jìn)一步拓寬民間投資的領(lǐng)域和范圍，并規(guī)范行業(yè)準(zhǔn)入的條件，力爭產(chǎn)生倒逼機制效應(yīng)，鼓勵和引導(dǎo)企業(yè)通過并購淘汰落后產(chǎn)能；在信息咨詢服務(wù)方面，建立促進(jìn)境內(nèi)外并購活動的公共服務(wù)平臺，拓寬企業(yè)兼并重組的信息交流渠道，加強中介機構(gòu)的咨詢服務(wù)等。

（二）理論分析

博納姆（Bonaime）等[ 17 ]發(fā)現(xiàn)，宏觀政策和監(jiān)管制度的不確定性與并購活動有著強烈的負(fù)相關(guān)關(guān)系，其中影響最強烈的是稅收、政府支出、貨幣和財政政策以及監(jiān)管方面的不確定性。藍(lán)發(fā)欽和蔡娜婷[ 18 ]基于中國并購數(shù)據(jù)的研究發(fā)現(xiàn)，經(jīng)濟政策不確定性增強了企業(yè)參與并購的意愿并提高了企業(yè)的并購規(guī)模，對政策進(jìn)一步分類后發(fā)現(xiàn)，企業(yè)并購對不同政策（財政政策、貨幣政策、貿(mào)易政策和匯率政策）具有不同的敏感度。紐倫（Nguyen）等[ 19 ]研究發(fā)現(xiàn)，政策不確定性與企業(yè)收購意愿負(fù)相關(guān)，與完成并購交易所需時間正相關(guān)。此外，政策的不確定性促使收購者使用股票支付，并支付較低的溢價。宏觀經(jīng)濟政策的變化可以通過調(diào)整國家或行業(yè)經(jīng)濟前景預(yù)期、改變企業(yè)外部融資成本和內(nèi)部現(xiàn)金流管理、影響企業(yè)經(jīng)營信息環(huán)境等途徑作用于微觀企業(yè)的投融資活動、會計政策選擇、內(nèi)部控制、稅收籌劃、公司治理等行為[ 20-21 ]?？傮w上看，兼并重組政策從以下三個方面影響企業(yè)并購活動。

首先，提高企業(yè)并購前景預(yù)期。在并購過程中，上市公司經(jīng)常面對一些非市場化的問題，如政府審批、稅收和財政補貼、土地劃撥、行業(yè)管制等，這些問題往往與政府的政策密切相關(guān)，政策的不確定性提高了企業(yè)投資的預(yù)期風(fēng)險，企業(yè)投資會因不確定性而被推遲和減少[ 22-24 ]，而兼并重組政策是政府釋放的一種積極信號，通過改善兼并重組外部環(huán)境，鼓勵和支持企業(yè)并購行為，在并購項目審批和核準(zhǔn)、稅收與財政補貼、土地管理和職工安置、行業(yè)管制放松等問題上給予政策傾斜，大大降低了兼并重組政策的不確定性風(fēng)險，使企業(yè)管理者和投資者對企業(yè)并購行為產(chǎn)生正面的預(yù)期，積極促進(jìn)企業(yè)并購活動。

其次，降低并購融資成本。企業(yè)并購面臨的最大問題是資金問題，要求收購方具有一定的融資能力，倘若沒有足夠資金支持，并購交易難以達(dá)成。政策的頒布降低了企業(yè)的融資成本，緩解企業(yè)融資約束[ 11 ]。一方面，兼并重組政策在信貸市場方面通過對商業(yè)銀行放寬企業(yè)并購貸款限制、延長貸款期限、提高貸款比例、調(diào)整并購貸款擔(dān)保要求等內(nèi)容的規(guī)定降低了并購貸款的難度、延長了貸款還款的期限；另一方面，基于信貸傳遞機制和信息不對稱理論，政策的頒布向銀行和企業(yè)傳遞了積極信息，降低了銀行與企業(yè)之間的信息不對稱程度，為銀行節(jié)約了信息搜集成本，促進(jìn)了銀行貸款向企業(yè)并購活動的發(fā)放[ 25 ]。

最后，改善并購信息環(huán)境。兼并重組政策提出建立公共服務(wù)平臺，以經(jīng)濟報告與展望、勸告等行政信息引導(dǎo)并購。為并購活動參與者提供的并購信息和政策咨詢服務(wù)可以緩解并購過程中信息不對稱的程度，同時，政府官方網(wǎng)站、各媒體中大量有關(guān)并購的信息可以降低并購的信息搜集成本，改善企業(yè)并購的信息環(huán)境?；谏鲜龇治?，提出本文的第一個研究假設(shè)：

H1：兼并重組政策的頒布有利于促進(jìn)企業(yè)并購活動。

兼并重組政策在三個方面影響企業(yè)的并購活動（參見圖1）。兼并重組政策通過金融方面的信貸股權(quán)融資的放松，擴展企業(yè)融資渠道，減少并購企業(yè)的融資成本；通過財稅方面的稅收優(yōu)惠和政府補貼，為企業(yè)提供更多的資源，并降低企業(yè)外部資源獲得成本；通過管制方面的行業(yè)管制放松和民營資本進(jìn)入退出限制的放松，為企業(yè)提供良好的投資前景。這一系列政策增加了機構(gòu)投資者信心，提升了投資者信息獲取能力，當(dāng)企業(yè)披露并購活動時，資本市場投資者和分析師會產(chǎn)生比較樂觀的情緒，導(dǎo)致企業(yè)資本市場短期效應(yīng)有所提高。綜上所述，提出假設(shè)：

H2-1：兼并重組政策頒布有助于并購企業(yè)短期績效的提升。

企業(yè)的長期經(jīng)營績效主要取決于企業(yè)并購后的運營情況。

一方面，基于信貸傳導(dǎo)機制，兼并重組政策積極鼓勵為兼并重組擴展融資渠道、放寬融資資格，使資金緊張或者資金短缺的企業(yè)能夠通過金融市場或者資本市場及時籌集到所需要的資金，有助于企業(yè)迅速抓住并購機會；還款期限的延長可以幫助企業(yè)將有限的資金運用到實際經(jīng)營中，提升企業(yè)的長期經(jīng)營業(yè)績?；谘a償機制，并購企業(yè)通過享受兼并重組政策提供的財政補貼和稅收優(yōu)惠降低并購后的預(yù)期運營成本，緩解經(jīng)營壓力，有助于促進(jìn)并購后協(xié)同效應(yīng)的實現(xiàn)和并購后企業(yè)業(yè)績的穩(wěn)健提升[ 26 ]。

另一方面，基于政治主導(dǎo)的制度邏輯，在轉(zhuǎn)型經(jīng)濟背景下，我國司法體系和知識產(chǎn)權(quán)保護體系尚不完善，政策中關(guān)于政府補貼和稅收優(yōu)惠的內(nèi)容可能導(dǎo)致企業(yè)為追求政府補貼以及稅務(wù)收益而進(jìn)行尋租。黎文靖和鄭曼妮[ 27 ]研究發(fā)現(xiàn)，企業(yè)會依據(jù)政府相關(guān)政策主動采取一些策略性行為以獲取政府支持，選擇性產(chǎn)業(yè)政策的財稅手段可能使企業(yè)為“尋扶持”進(jìn)行策略性創(chuàng)新而非實質(zhì)性創(chuàng)新。蔡慶豐和田霖[ 28 ]研究發(fā)現(xiàn)，為套取政府的補貼和扶持，企業(yè)可能故意進(jìn)行跨行業(yè)并購。趙欣等[ 29 ]研究發(fā)現(xiàn)，政府補貼會提高并購企業(yè)的商譽。鐘寧樺等[ 30 ]研究發(fā)現(xiàn)，獲得五年規(guī)劃政策支持的行業(yè)內(nèi)企業(yè)在并購中支付了更高的溢價，因為獲得支持的企業(yè)能從金融體系中得到更多廉價的資金，并從政府得到更多補貼。為追求政府補貼以及稅收優(yōu)惠或者迎合國家政策，企業(yè)很可能實施尋租性的并購行為，使企業(yè)資源配置效率降低，甚至出現(xiàn)資源錯配，降低企業(yè)投資效率，最終導(dǎo)致長期績效的下降?；谏鲜龇治?，本文提出如下競爭性假設(shè)：

H2-2a：兼并重組政策的頒布，提升了并購企業(yè)的長期績效。

H2-2b：兼并重組政策的頒布，降低了并購企業(yè)的長期績效。

三、研究設(shè)計

（一）模型構(gòu)建與變量選擇

本文關(guān)注兼并重組政策的實施效果?，F(xiàn)有研究通過設(shè)置虛擬變量衡量兼并重組政策的變化，本文參考韓乾和洪永淼[ 1 ]、宋凌云和王賢彬[ 14 ]、黎文靖和李耀淘[ 15 ]等對政策的衡量方法，采用如下計量方法。

解釋變量POL為是否頒布兼并重組政策?！秶鴦?wù)院關(guān)于促進(jìn)企業(yè)兼并重組的意見》提出，由工業(yè)和信息化部牽頭，國家發(fā)展和改革委員會等部門參加，研究解決推進(jìn)企業(yè)并購工作中的重大問題，細(xì)化有關(guān)政策和配套措施。因此，本文選取2010年作為研究時點，選取前后5年的時間為窗口期?？紤]到兼并重組政策影響的滯后性，將2005—2010年作為兼并重組政策頒布前的窗口，即POL= 0，將2011—2016年作為兼并重組政策頒布后的窗口，即POL=l。

政策實施效果從并購數(shù)量（MAi，t）和并購質(zhì)量（Perfori，t）兩個方面衡量。

考察兼并重組政策對并購數(shù)量影響的模型如下所示。

其中，MAi，t用兩個指標(biāo)衡量：一是并購是否發(fā)生（MAYN）；二是并購發(fā)生的數(shù)量（MANUM）。當(dāng)i公司第t年有并購活動發(fā)生時，MAYN取值1，否則為0。MANUM是i公司第t年發(fā)生并購的數(shù)量。

已有研究表明，企業(yè)內(nèi)部股權(quán)回報、成長性、規(guī)模、每股收益、股權(quán)集中度等以及外部經(jīng)濟發(fā)展水平、價格水平、利率水平、貨幣供給、資本市場發(fā)展水平等因素會影響企業(yè)并購活動[ 31 ]。因此選取公司年限（AGE）、企業(yè)規(guī)模（SIZE）、營業(yè)收入增長率（GROWTH）、股權(quán)回報（ROE）、每股收益（EPS）、股權(quán)集中度（SHARE）、公司投資機會（TQ）、經(jīng)濟發(fā)展水平（GDP）、名義利率（IR）、證券化率（SR）、貨幣供應(yīng)量（M2）、零售品價格指數(shù)（RPI）、上證綜合指數(shù)（SSE）、上證綜合收益（SHR）作為控制變量（Control）研究兼并重組政策對企業(yè)并購數(shù)量的影響，此外還控制年度虛擬變量（YearFE）和行業(yè)虛擬變量（IndFE），數(shù)據(jù)變量的定義參見表1。

考察兼并重政策對并購質(zhì)量影響的模型如下所示。

其中，并購質(zhì)量（Perfori，t）用兩個指標(biāo)衡量：一是并購短期績效（CAR）；二是并購長期績效（ROA和ROE）。短期績效（CAR）采用模型法進(jìn)行計算。設(shè)置估計窗口為[-230，-30]，時間窗口為[-5，5]、[-3，3]和[-1，1]，計算并購后1天、3天和5天的短期績效CAR1，CAR3和CAR5。并購長期績效采用并購后三年資產(chǎn)收益率的均值（ROA）和并購后三年凈資產(chǎn)收益率的均值（ROE）衡量。

現(xiàn)有研究表明，并購過程是否使用財務(wù)顧問、支付方式、自由現(xiàn)金流、企業(yè)投資機會、高管過度自信等會影響并購績效。因此，選取是否使用財務(wù)顧問（CONSUL）、并購支付方式（METHOD）、自由現(xiàn)金流（CASH）、公司年限（AGE）、企業(yè)規(guī)模（SIZE）、公司成長性（GROWTH）、資產(chǎn)負(fù)債表率（LEV）、每股收益（EPS）、股權(quán)集中度（SHARE）、公司投資機會（TQ）、高管過度自信（HUB）作為控制變量（Control）研究兼并重組政策對企業(yè)績效的影響，此外還控制年度虛擬變量（YearFE）和行業(yè)虛擬變量（IndFE），數(shù)據(jù)變量的定義參見表2。

（二）樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文選取2005—2016年滬深A(yù)股上市公司以及2005—2019年滬深A(yù)股上市公司并購績效數(shù)據(jù)為研究樣本①，并購數(shù)據(jù)來源于中國企業(yè)兼并重組中心數(shù)據(jù)庫（ChinaMerger），其他財務(wù)數(shù)據(jù)以及宏觀經(jīng)濟數(shù)據(jù)來源于CSMAR數(shù)據(jù)庫。

對原始數(shù)據(jù)進(jìn)一步做如下處理：剔除連續(xù)兩年或者三年財務(wù)報告呈現(xiàn)負(fù)利潤被特殊處理的ST、ST*的企業(yè)；剔除金融行業(yè)企業(yè)；剔除數(shù)據(jù)缺失的樣本數(shù)據(jù)。對本文所有連續(xù)性變量在1%水平上進(jìn)行Winsorize處理。最終所有樣本的數(shù)據(jù)為21 799個，所有并購樣本的數(shù)據(jù)為10 345個。

四、實證結(jié)果分析

（一）變量的描述性統(tǒng)計

政策頒布前后所有樣本的描述性統(tǒng)計結(jié)果如表3所示。從企業(yè)是否并購來看，政策頒布前，企業(yè)發(fā)生并購概率平均值為0.404；政策頒布后，企業(yè)發(fā)生并購的概率平均值上升為0.485。從企業(yè)并購數(shù)量來看，政策頒布前，企業(yè)發(fā)生并購數(shù)量的平均值為0.740；政策頒布后，企業(yè)發(fā)生并購的數(shù)量平均值上升為0.904。

政策頒布前后并購樣本的描述性統(tǒng)計結(jié)果如表4所示。從并購績效來看，在政策頒布前，企業(yè)并購短期績效平均值分別為0.009、0.023和0.030，長期績效平均值為6.394和6.762；而政策頒布后，企業(yè)并購短期績效平均值分別為0.018、0.029和0.035，長期績效平均值為4.093和4.854。整體來看，政策頒布后并購企業(yè)短期績效提高，長期績效下降。

（二）多元回歸結(jié)果及檢驗

1.兼并重組政策與并購數(shù)量

應(yīng)用固定效應(yīng)面板Logit模型、隨機效應(yīng)面板模型和混合回歸Logit模型檢驗兼并重組政策對企業(yè)是否并購的影響。應(yīng)用面板泊松模型對所有數(shù)據(jù)進(jìn)行固定效應(yīng)的面板泊松聚類穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤回歸、隨機效應(yīng)的面板泊松回歸以及混合泊松聚類穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤檢驗兼并重組政策對企業(yè)并購數(shù)量的影響，檢驗結(jié)果如表5所示。

表5中前三列檢驗結(jié)果顯示，頒布兼并重組政策的變量系數(shù)均在1%的水平上顯著為正，意味著兼并重組政策的頒布提高了公司發(fā)生并購的概率。表5中后三列檢驗結(jié)果顯示，頒布兼并重組政策的變量系數(shù)均在1%的水平上顯著為正，意味著兼并重組政策的頒布提高了企業(yè)的并購數(shù)量，檢驗結(jié)果驗證了假設(shè)H1。

2.兼并重組政策與并購績效

從并購短期績效、長期績效兩個角度來檢驗兼并重組政策的頒布對并購企業(yè)質(zhì)量的影響，檢驗結(jié)果如表6、表7所示。

表6應(yīng)用固定效應(yīng)回歸模型檢驗兼并重組政策對并購企業(yè)短期績效CAR的影響。結(jié)果顯示，無論是采用并購公告前后一天的短期績效（CAR1）、并購公告前后三天的短期績效（CAR3）還是并購公告前后五天的短期績效（CAR5）衡量并購短期績效，兼并重組政策的變量系數(shù)均在10%的水平上顯著為正，意味著兼并重組政策頒布后企業(yè)并購短期績效顯著提高?？刂谱兞恐泻芏嘀笜?biāo)不顯著，反映了我國資本市場的不完全有效性，投資者更關(guān)注企業(yè)的投資活動，而非企業(yè)自身經(jīng)營情況，在一定程度上驗證了假設(shè)H2-1。

表7應(yīng)用固定效應(yīng)回歸模型檢驗兼并重組政策對并購企業(yè)長期績效的影響。檢驗結(jié)果顯示，無論是采用資產(chǎn)收益率（ROA）還是凈資產(chǎn)收益率（ROE）衡量并購長期績效，頒布兼并重組政策的變量系數(shù)均在1%的水平上顯著為負(fù)，這意味著頒布兼并重組政策后并購企業(yè)長期績效下降，在一定程度上驗證了假設(shè)H2-2b。

五、進(jìn)一步檢驗

（一）作用機制檢驗

1.融資約束路徑

企業(yè)并購面臨最大的問題是資金問題，要求收購方具有一定的融資能力，一方面為并購交易過程提供資金，另一方面為并購后整合提供資金支持。倘若沒有足夠資金支持，并購交易難以達(dá)成。企業(yè)并購的資金主要來源于銀行貸款和資本市場融資。已有研究發(fā)現(xiàn)，政府扶持或鼓勵性產(chǎn)業(yè)政策能夠使特定產(chǎn)業(yè)獲得更多的IPO融資額和股權(quán)再融資機會[ 15，32 ]，能夠持續(xù)獲得更多銀行貸款，尤其是長期貸款[ 33 ]。兼并重組政策能夠提高激勵行業(yè)的信用擔(dān)保水平，緩解企業(yè)與外部投資者或者銀行之間的信息不對稱程度，降低“信貸配給”給企業(yè)帶來的融資約束，從而提高企業(yè)融資能力[ 32 ]。兼并重組政策對于銀行貸款和融資的規(guī)定大大拓寬了企業(yè)融資的渠道，減少了并購貸款的難度，緩解了企業(yè)面臨的融資約束問題，降低了企業(yè)并購的融資成本，從而提高并購企業(yè)的長期績效。為檢驗兼并重組政策是否能夠通過緩解融資約束影響企業(yè)并購績效，本文構(gòu)建如下模型。

其中，企業(yè)融資約束指標(biāo)（FC）選取KZ指數(shù)[ 34 ]以及應(yīng)收賬款相對比例（REC）[ 35-36 ]為代理變量，從不同角度對企業(yè)融資約束狀況進(jìn)行度量，并分別將融資約束指標(biāo)（FC）及其與兼并重組政策虛擬變量（POL）的交叉項RECPOL、KZPOL引入回歸模型進(jìn)行檢驗。

借鑒卡普蘭和辛加爾（Kaplan & Zingales）[ 34 ]的研究成果，以我國上市公司為樣本構(gòu)建KZ指數(shù)，用以衡量融資約束程度。運用回歸模型的估計結(jié)果，計算每一家上市公司融資約束程度的KZ指數(shù)。KZ指數(shù)越大，意味著上市公司面臨的融資約束程度越高。

應(yīng)收賬款相對比例（REC）的計算。首先，計算企業(yè)所在行業(yè)應(yīng)收賬款占銷售收入比值的均值；然后，用企業(yè)應(yīng)收賬款占銷售收入的比值除以該均值。應(yīng)收賬款相對比例（REC）不僅可以直接在模型中度量企業(yè)的融資約束水平指標(biāo)，同時，還考察了公司在行業(yè)中的相對融資而非絕對融資約束程度。REC數(shù)值越大，表明融資約束水平越高。

對并購樣本進(jìn)行實證回歸結(jié)果如表8所示。實證結(jié)果顯示，除了在應(yīng)收賬款相對比例（REC）約束下的資產(chǎn)收益率外，并購樣本中交叉項RECPOL和KZPOL的系數(shù)在5%水平下均顯著為正，意味著兼并重組政策通過緩解融資約束的方式，緩解了兼并重組政策與企業(yè)并購績效的負(fù)相關(guān)關(guān)系。

2.政府補貼路徑

一方面，兼并重組政策采用補貼的形式使企業(yè)獲得更多的資源，直接解決并購企業(yè)職工安置問題。同時，對并購過程涉及的土地轉(zhuǎn)讓、國有企業(yè)之間的資產(chǎn)轉(zhuǎn)讓等非市場化問題也通過政府補貼的方式免費得以解決，不僅節(jié)約了時間，更降低了并購成本，最終能夠提高并購企業(yè)的績效。另一方面，黎文靖和鄭曼妮[ 27 ]研究發(fā)現(xiàn)，選擇性產(chǎn)業(yè)政策的財稅手段使企業(yè)為“尋扶持”而進(jìn)行策略性創(chuàng)新而非實質(zhì)性創(chuàng)新。蔡慶豐和田霖[ 28 ]研究也發(fā)現(xiàn)，中國企業(yè)的跨行業(yè)并購存在追逐政策優(yōu)惠和補貼的政策套利行為。兼并重組政策有可能引起部分企業(yè)為獲取政府的財政補貼優(yōu)惠而進(jìn)行套利性的并購活動，套利性并購活動不能真正促進(jìn)并購雙方的資源整合，最終會導(dǎo)致并購長期績效的下降。為檢驗兼并重組政策中政府補貼對并購長期績效的影響，本文構(gòu)建如下模型：

其中，政府補貼Sub變量的衡量方法有兩個：一是政府補貼的對數(shù)值Sub1，二是政府補貼收入比Sub2，即政府補貼數(shù)值除以企業(yè)主營業(yè)務(wù)收入，以消除企業(yè)規(guī)模的影響。政府補貼的數(shù)據(jù)是滯后一期（1年）數(shù)據(jù)②。

對并購樣本進(jìn)行實證回歸結(jié)果如表9所示。實證結(jié)果顯示無論是選取哪種政府補貼指標(biāo)，并購樣本中交叉項Sub×POL的系數(shù)為負(fù)，意味著兼并重組政策通過政府補貼的方式進(jìn)一步強化了兼并重組政策與企業(yè)并購績效的負(fù)相關(guān)關(guān)系，即兼并重組政策中的政府補貼手段并沒有提高企業(yè)的并購績效。

（二）兼并重組政策、企業(yè)所有權(quán)性質(zhì)與并購

兼并重組政策的實施效果離不開中央政府與地方政府政治相對集權(quán)下的經(jīng)濟相對分權(quán)模式以及地方政府與企業(yè)之間關(guān)系的影響。首先是中央政府和地方政府的關(guān)系。改革開放后中央政府開始分權(quán)，賦予地方政府更多的自主權(quán)，以提高地方政府的主動性。在經(jīng)濟層面，地方政府擁有更多的經(jīng)濟自主權(quán)，并在此基礎(chǔ)上形成了自身的利益追求；在政治層面，地方官員的升遷和調(diào)動依靠中央政府的組織與人事制度，而地方官員執(zhí)政能力評價則是地方政府的相對價值指標(biāo)，這些指標(biāo)大多來自于不同地方政府之間的錦標(biāo)賽競爭[ 37-38 ]。其次是地方政府和企業(yè)的關(guān)系。一方面，企業(yè)通過自身發(fā)展，向當(dāng)?shù)卣U納稅收，解決就業(yè)問題，促進(jìn)地方經(jīng)濟發(fā)展；另一方面，地方政府直接或間接地通過政府補貼、項目審批和稅收優(yōu)惠等干預(yù)企業(yè)經(jīng)營活動，通過“扶持之手”和“掠奪之手”干預(yù)企業(yè)并購[ 39 ]。

我們對樣本按照產(chǎn)權(quán)屬性進(jìn)行分組檢驗，企業(yè)的產(chǎn)權(quán)性質(zhì)指標(biāo)為SOE，民營企業(yè)的SOE取值為0，地方國有企業(yè)的SOE取值為1，中央企業(yè)的SOE取值為2。檢驗結(jié)果如表10和表11所示。

表10分組檢驗結(jié)果顯示，對于民營企業(yè)而言，頒布兼并重組政策的變量系數(shù)為0.677和0.282，在1%的水平上顯著為正，意味著頒布兼并重組政策后民營企業(yè)發(fā)生并購的概率和并購數(shù)量均提高。對于地方國有企業(yè)而言，頒布兼并重組政策的變量系數(shù)為0.872和0.380，在1%的水平上顯著為正，意味著頒布兼并重組政策后地方國有企業(yè)發(fā)生并購的概率和并購數(shù)量均提高。對于中央企業(yè)而言，頒布兼并重組政策的變量系數(shù)為0.603和0.053，在5%的水平上顯著為正或者不顯著，意味著頒布兼并重組政策后中央企業(yè)發(fā)生并購的概率雖然提高，但并沒有民營企業(yè)以及地方國有企業(yè)敏感。

在表11分組檢驗中，對于民營企業(yè)而言，頒布兼并重組政策的變量系數(shù)在1%的水平上顯著為正，對地方國有企業(yè)而言，頒布兼并重組政策的變量系數(shù)在10%水平上顯著為正，意味著頒布兼并重組政策后，民營企業(yè)和地方國有企業(yè)并購短期績效提高；對于中央企業(yè)而言，頒布兼并重組政策的變量系數(shù)雖然為正，但并不顯著，意味著頒布兼并重組政策后，中央企業(yè)并購短期績效雖有所提高，但并沒有民營企業(yè)以及地方國有企業(yè)敏感。

在表12分組檢驗結(jié)果顯示，在民營企業(yè)和地方國有企業(yè)中，頒布兼并重組政策的變量系數(shù)均在10%的水平上顯著為負(fù)，意味著頒布兼并重組政策后民營企業(yè)和地方國有企業(yè)并購后長期績效下降。在中央企業(yè)中，頒布兼并重組政策的變量系數(shù)在1%的水平上顯著為正，意味著頒布兼并重組政策后中央企業(yè)并購后長期績效有所上升，原因是中央企業(yè)往往經(jīng)濟效益較好，在并購中經(jīng)常采取強強聯(lián)合的方式，導(dǎo)致并購后長期績效的提高。

（三）穩(wěn)健性檢驗

為確保研究結(jié)論的可靠性，本文進(jìn)行了如下穩(wěn)健性檢驗：（1）考慮政策滯后性，刪除政策頒布當(dāng)年數(shù)據(jù)。由于2010年是政策頒布的第一年，將2010年樣本從總樣本中剔除，重新定義解釋變量POL2，當(dāng)公司處于2005—2009年時，POL2=0，當(dāng)公司處于2011—2015年時，POL2=1。（2）刪除2009年數(shù)據(jù)樣本。2008年金融危機爆發(fā)，我國政府出于擴大內(nèi)需、拉動經(jīng)濟發(fā)展方面考慮，在下半年實施4萬億元的刺激經(jīng)濟計劃，不僅拉動了我國經(jīng)濟的發(fā)展，還在一定程度上促進(jìn)了投資。考慮到該措施的干擾性，從總樣本中剔除2009年的樣本，重新定義解釋變量POL3：當(dāng)公司處于2005—2008年和2010年時，POL3=0；當(dāng)公司處于2011—2015年時，POL3=1。（3）由于選取樣本時間較長，而并購活動與資本市場和宏觀環(huán)境因素關(guān)系很大，因此，我們將樣本期縮短，降低年份太長導(dǎo)致不穩(wěn)定的宏觀干擾因素對結(jié)果的影響。將樣本集中到2007—2013年，同時刪除2009年數(shù)據(jù)，重新定義解釋變量POL4：當(dāng)公司處于2007年、2008年和2010年時，POL4=0，當(dāng)樣本處于2011—2013年時，POL4=0。（4）由于行業(yè)層面因素會影響兼并重組政策的實施效果驗證，在控制變量中加入t-1年的行業(yè)平均總資產(chǎn)收益率、市場集中度（赫芬達(dá)爾指數(shù)）對數(shù)據(jù)進(jìn)行重新檢驗。（5）內(nèi)生性問題。本文回歸模型的控制變量大都為滯后指標(biāo)，能夠在很大程度上避免因反向因果關(guān)系導(dǎo)致的內(nèi)生性問題，但公司以往的并購會對最近的并購產(chǎn)生一定的影響，借鑒阿雷亞諾和邦德（Arellano & Bond）[ 40 ]的研究成果，采用差分GMM模型進(jìn)行重新檢驗。結(jié)果顯示，本文的研究結(jié)論依舊成立。

六、結(jié)論及政策建議

（一）研究結(jié)論

首先，從數(shù)量上來看，兼并重組政策頒布后并購概率由0.404提高到0.485，并購數(shù)量由0.740提高到0.904，且這種關(guān)系在統(tǒng)計意義上顯著，即兼并重組政策頒布后激勵了企業(yè)并購，提高了企業(yè)并購的概率和并購數(shù)量。

其次，從短期績效來看，在兼并重組政策頒布后，并購公告前后一天、三天和五天的短期績效由0.009、0.023和0.030提高到0.018、0.029和0.035，且這種關(guān)系在統(tǒng)計意義上顯著，即兼并重組政策頒布后企業(yè)并購短期績效提高；從長期績效來看，在民營企業(yè)中，并購企業(yè)長期績效資產(chǎn)收益率和凈資產(chǎn)收益率由6.638、6.637下降到4.206和4.296，在地方國有企業(yè)中，并購企業(yè)長期績效資產(chǎn)收益率和凈資產(chǎn)收益率由6.402、6.744下降到4.296和3.874，在中央企業(yè)中，并購企業(yè)長期績效資產(chǎn)收益率和凈資產(chǎn)收益率由5.987、6.788提高到6.009和6.822，且這種關(guān)系在統(tǒng)計意義上顯著，即兼并重組政策頒布后民營企業(yè)和地方國有企業(yè)的長期績效下降，但中央企業(yè)的長期績效提高。

再次，進(jìn)一步研究發(fā)現(xiàn)，兼并重組政策通過緩解融資約束的途徑弱化了兼并重組政策和并購績效的負(fù)相關(guān)關(guān)系，即提高了并購企業(yè)的長期財務(wù)績效；但通過政府補貼手段強化了兼并重組政策和并購績效的負(fù)相關(guān)關(guān)系，進(jìn)一步降低了并購企業(yè)的長期財務(wù)績效。

（二）政策建議

本文的研究結(jié)果表明，中央企業(yè)在兼并重組政策頒布后企業(yè)并購的概率和數(shù)量增多，并購績效提高，達(dá)到了實施并購政策的初衷。而民營企業(yè)和地方國有企業(yè)在兼并重組政策頒布后雖然并購的概率和數(shù)量增多，但從質(zhì)量來看，長期財務(wù)績效下降，并沒有達(dá)到實施并購政策的預(yù)期效果。對于地方國有企業(yè)，并購后的整合較難，往往涉及并購雙方的文化整合、人員整合，對于跨省的地方國有企業(yè)，在現(xiàn)有財權(quán)、事權(quán)配置方式下，缺乏跨地區(qū)利益分享機制，導(dǎo)致跨地區(qū)兼并重組更難以實現(xiàn)并購后的有效整合，難以實現(xiàn)1+1>2的并購效應(yīng)。而對于一些民營企業(yè)來說，并購過程中除來自法律法規(guī)政策方面的障礙外，有的企業(yè)管理層思想意識落后，思維方式滯后于時代發(fā)展，多數(shù)民營企業(yè)對過去的成功路徑都有依賴，企業(yè)創(chuàng)始人很難擺脫原來思維方式，缺乏轉(zhuǎn)型升級思維，在市場和政策倒逼下，往往都是被動重組，最終導(dǎo)致并購難以實現(xiàn)有效整合，很難提高企業(yè)的長期財務(wù)績效。本文的研究結(jié)論對我國兼并重組政策調(diào)整具有重要的指導(dǎo)意義。一方面，應(yīng)加強對企業(yè)并購后的績效評價，使并購企業(yè)重視并購后整合過程，提高并購長期績效；另一方面，應(yīng)出臺跨地區(qū)兼并重組利益分享指南、跨所有制兼并重組操作指引等政策，促進(jìn)地方國有企業(yè)真正實現(xiàn)并購后的有效整合。

注釋：

①由于并購長期績效采用并購企業(yè)并購后3年績效的平均數(shù)值，因此并購績效數(shù)據(jù)取值到2019年。

②選取滯后一期數(shù)據(jù)主要是因為企業(yè)并購時間較長，申請補助審核的時間也比較長，通常只有企業(yè)并購滿足一定條件后，政府才會給予相應(yīng)的補貼。另外，我們曾以當(dāng)期的變量進(jìn)行回歸分析，結(jié)果并不顯著。

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責(zé)任編輯：方程

Policy Effect of Mergers and Acquisitions

——the Empirical Evidence of Chinese Listed Companies

ZHAO Yan

（Beijing Wuzi University，Beijing 101149，China）

Abstract：Taking the companies listed in Shanghai and Shenzhen in 2005-2016 and the mergers and acquisitions（M&A） data of Shanghai and Shenzhen A stock listed companies from 2005 to 2019 as the sample，based on the M&A policy introduced by China in 2010，using the methods of panel binary selection model，poisson model and dynamic panel model，the authors study the implementation effect of M&A policy from the micro level of enterprises. It is found that，in terms of quantity，the probability and quantity of M&A is improved significantly after the M&A policy；but in terms of quality，though，after the M&A policy，the short-term financial performance of all these enterprises is improved，the long-term financial performance of private enterprises and local state-owned enterprises is decreased，and the long-term financial performance of central enterprises is improved. Further research shows that the M&A policy improves the long-term performance of M&A companies by alleviating the financing constraints，and reduces the long- term performance of M&A companies by means of government subsidies.The conclusion means that the promulgation of M&A policy has different effect on different ownership enterprises：for the central companies，the probability and quantity of M&A is increased，and the performance of M&A is improved；for the private enterprises and local state-owned enterprises，although the probability and number of M&A is increased，the long-term financial performance is decreased.

Key words：M&A Policy；implementation effect；Corporate M&A；M&A performance；financing constraints