制度環境與跨區域并購效應關系研究

于成永　滕穎

【摘 要】 從宏觀制度環境驅動并購績效視角建立了制度環境與跨區域并購效應關系理論框架，在此基礎上，文章利用元分析技術，基于樣本文獻提取的98個方程中涵蓋1994—2011年間25 998個并購事件樣本以及《華爾街日報》、美國傳統基金會制度環境數據，經過元均值和元回歸檢驗發現，跨區域并購效應整體水平為負，制度環境質量與跨區域并購效應呈現“U”型變化關系。文章從宏觀到微觀層次揭示了包括反腐在內的依法治國的制度環境改善對跨區域企業并購績效影響的一般規律，特別是制度環境改善最終有利于減弱跨區域并購對績效的負面影響。

【關鍵詞】 制度環境； 跨區域并購； 并購績效； 元分析

中圖分類號：F276 文獻標識碼：A 文章編號：1004-5937（2016）08-0027-08

一、引言

跨區域并購效應是指并購雙方之間存在地理距離或地理位置不同對并購績效產生的影響。制度環境指企業外部影響并購績效的經濟自由化程度。在實踐上，研究制度環境與跨區域并購效應關系契合《國務院關于進一步優化企業兼并重組市場環境的意見》（國發〔2014〕14號）中跨區域重組與市場環境優化話題。這一意見繼《國務院關于促進企業兼并重組的意見》（國發〔2010〕27號）再次將消除跨地區兼并重組障礙列為健全企業兼并重組體制的主要內容。

在現有文獻中，跨區域并購包括針對某一個國家或地區內并購、海外并購以及混合多國并購樣本的研究，其測量指標包括“同一區域”、“異地”或“地理距離”等。在主并方為中國企業的研究中，跨區域并購效應存在正向[12]、負向[9] [11] [14]以及不顯著情形 [15]。樂琦[12]采用問卷調查數據檢驗發現，中國企業不同區域相對于同區域并購能夠獲得較高的并購績效。蔣先玲等[13]以2004—2009年期間中國上市公司樣本檢驗發現，跨地區混合并購企業的經營績效在并購完成后明顯下降。吳超鵬等[15]基于中國1997—2005年間發生的1 317 起上市公司連續并購事件為樣本實證發現，跨區域并購與同地域并購績效沒有顯著差異。Bhagat et al. [2]利用中國、巴西、印度等國1991—2008年的數據檢驗發現，跨區域并購與同地域并購績效并沒有顯著差異。

在制度環境與并購績效關系研究中，Zhu[8]利用多個國家的主并方企業樣本檢驗表明，目標方所在國經濟自由度、腐敗指數對并購短期市場反應CAR的影響在統計上不具顯著性。潘紅波等[14]利用中國企業異地并購樣本檢驗發現，市場化、市場中介組織的發育和法律制度環境以及法律人數與當地人口的比例測度的投資者保護水平對并購績效的影響也不具統計顯著性。杜曉君等[10]以中國企業海外并購樣本檢驗發現，在控制了企業異構性和東道國制度質量等因素后，“法律制度距離”會削弱收購方的國際并購績效而“經濟制度距離”和“文化距離”皆對國際并購績效有正向作用。閻大穎[17]以2000—2007年由在中國內地和香港地區上市的非金融類企業發起的跨國并購交易為樣本，對跨國并購前后多種財務績效指標超額收益的變化趨勢及決定機制進行了實證檢驗，發現東道國管制制度越嚴苛，中國企業跨國并購后的績效越差。

顯然，在現有文獻中，存在“跨區域并購效應之謎”，即跨區域并購效應既存在顯著為正或負的證據，也存在不顯著結論。制度環境與并購績效關系的證據也不一致。進一步看，現有文獻基本關注跨國并購中東道國制度或者東道國與母國間制度距離的影響，對主并方或者母國的制度約束的影響尚需深入研究。因此，本文研究兩個問題：一是作為研究制度環境影響跨區域并購效應的起點，與同區域并購相比，跨區域并購績效整體上到底有沒有優勢？二是制度環境如何影響跨區域并購效應？

本文實證檢驗上述問題，創新至少有三點：一是建構了理論，推演了跨區域并購效應方向以及制度環境影響跨區域并購效應的假設；二是發現跨區域并購效應整合證據為負，解決了跨區域并購效應爭議；三是提供了制度環境對跨區域并購效應影響呈現先減后增趨勢的證據。

二、理論分析與假設

（一）跨區域并購效應方向

本文假設建立在圖1所示的研究框架上。作為研究起點，跨區域并購效應整體上到底是正還是負？在理論上，預期為負的觀點主要有：一是信息不對稱和文化差異會導致跨區域并購效應低于同區域并購。國外相關研究認為，距離越遠，信息不對稱問題越嚴重；文化差異越大，并購整合難度也越大 [1] [7]。二是制度環境不同，實施跨區域并購需要買賣雙方所在區域經營、貿易、財政、稅收、貨幣政策等方面協調與配合，這需要相應時間和成本。三是在跨區域并購中，目標方與主并方所在區域的政府政績目標一般并不相同，這樣會導致企業并購中具體政策措施以及監管手段不同，寬嚴不一，甚至存在地方保護現象。國內有研究指出，同地并購在稅收優惠和信貸上會獲得更多的支持 [14]。

預期跨區域并購效應整體上為正的主要理由有：一是相比于同地并購，跨區域并購有機會進行多文化融合，這能夠取長補短，有利于創新文化形成。二是跨區域并購提供了迅速進行多地區市場拓展的機會和能力，使企業有可能成為多地區市場領導者。三是跨區域并購更有可能是區域之間經濟一體化的后果，從而有可能獲取區域經濟一體化利益。四是當目標方地區制度環境較優時，跨區域并購還有可能獲得制度紅利。由于上述觀點針鋒相對，因此，本文提出兩個對立假設。

H1a：整體上，跨區域比同區域并購績效低，即跨區域并購效應均值為負。

H1b：整體上，跨區域比同區域并購績效高，即跨區域并購效應均值為正。

（二）制度環境與跨區域并購效應關系

本文從制度環境視角進一步推演跨區域并購效應變化規律。從《華爾街日報》、美國傳統基金會編制的經濟自由化指數看，與跨區域并購有關的制度環境改善意味著企業面臨的營商環境改善、政府干預經濟程度減弱、貨幣政策自由以及社會越發清廉。

一是營商環境主要體現在跨區域并購中企業變更登記涉及手續數目、辦理時間以及費用等。由于各地資源配置和流動政策不同，在企業變更中甚至是存在人為限制，導致跨地區資源流動不暢。并購重組作為資源重新配置和流動的戰略行為，不僅需要資源重組，同時需要資源合理利用，這樣便利的營商環境既有助于并購目標方選擇，也有利于并購后整合效率。

二是政府對經濟的干預程度，主要體現在政府支出等方面的規范性。在轉型經濟下，政府或類政府機構（如所謂的“紅頂中介”）掌握項目資源審批、監管與分配等權力，特別是擁有優質經濟資源審批分配權力。由于地方政府政績目標不同且具有區域性，跨區域并購可能不僅得不到本地政府支持，還得不到目標方所在地政府支持。顯然，隨著依法治國和簡政放權改革進程的加快，政府之手會越發規范，從而減弱跨區域并購負面效應。

三是貨幣政策環境主要體現在幣值穩定性與物價合理性等方面。幣值穩定有利于跨國并購交易，資本與要素價格合理有利于資源重新配置和使用。在較低的貨幣政策自由化環境下，政府往往擁有或控制大部分稀缺資源及其定價權力，如低價土地、優惠的銀行貸款、稅收減免等；同區域并購一般能夠符合地方政府制定的行業規劃和管理政策，從而有利于發展地方經濟，因而能夠得到這些稀缺的相對廉價的資源[16]。

四是社會清廉環境。一般而言，制度缺陷的存在給企業尋租創造了機會。企業往往通過與政府建立管理者關聯等手段獲得關鍵的制度資源。此外，同區域并購能夠讓企業管理者獲得相應政治晉升機會或者其他類似利益，同地并購促進地方經濟發展也有助于政府官員升遷。當然，同區域并購帶來的企業并購績效提升是有條件的，即在市場化程度不高、制度缺失，甚至是腐敗較為嚴重的環境下上述利益更容易實現。相比較同區域并購，跨區域并購中尋租成本較高，這是因為跨區域經營時主并方企業與目標方當地政府建立關聯需要時間、金錢等方面投資，這在短期內難以獲得預期效果。因此，相比于同區域并購能夠運用現存的關系資源，跨區域并購效應自然較低。

當然，隨著社會清廉程度提升，運用不符合倫理道德甚至有違制度規定方式獲取資源的難度會增加，企業為獲得這類資源的尋租空間也會被壓縮。隨著制度轉型，政府會逐步放棄直接掌握稀缺資源分配的做法或者這樣的做法只在一定范圍內適用，這意味著企業通過與政府關聯或尋租方式來獲得稀缺資源的好處會逐步消失。政府正式制度越發穩定與透明，以與政府保持某種社會關聯來獲得好處也顯得沒有必要。運行有序的法律制度體系也弱化了企業與政府關聯的重要性。因此，在制度環境改善進程中，政府控制與干預下降而制度法律體系變得更為有效，企業向政府尋租的作用在下降[4]。這樣，無論是跨區域并購還是同區域并購均難以獲得尋租利益，從而導致并購績效下降。

基于資源有限性假說，由于企業資源有限性，隨著制度環境改善，企業用于尋租的成本下降，將會有更多的資源用于價值提升方面。例如用于尋租上的企業資源減少會導致經營企業與企業之間戰略聯盟上資源增加。企業與企業建立戰略聯盟過程中，更多要依賴信任，才能使得這種伙伴關系帶來共享價值創造[5]。

利用從尋租領域退出來的資源，企業能夠與競爭者、供應商、銷售商以及渠道商構建互利的戰略關系：一是與銷售商建立業務關聯能夠讓企業獲得重要的信息資源，如市場情報，這在公開公平市場上難以獲??；這類緊密的關聯有助于企業及時掌握顧客偏好，反過來提升顧客忠誠度、銷售額和回頭率。二是與原料供應企業構建良好網絡關系能夠讓企業獲得高質、及時的原材料供應和可靠的支付。三是與同業或相近企業具有緊密的合作關系有助于伙伴間相互學習、促進企業之間知識獲取、轉移和分配。

因此，從企業生存與發展角度看，政府作用一方面在于營造清廉的環境和建立健全規章制度，以利于降低企業經營過程中的交易成本，提升企業資源流動、配置和利用效率。社會清廉程度提升，法制建設更為完善，有法可依、執法必嚴環境塑造，必然使得企業有所為有所不為，有利于企業的經濟價值實現。另一方面，制度環境改善使得企業向政府的尋租空間被壓縮，導致尋租利益減少。相比較，制度環境改善導致的尋租利益減少與用于尋租的資源轉投于運營企業戰略聯盟等價值增值領域帶來的利益中，由于后者依賴于信任，而信任的累積往往是個漫長的過程，因而，前者下降幅度快于后者提升幅度。從這個角度看，隨著制度環境改善，跨區域并購效應呈現先下降后提升的演化過程。綜合上述，提出H2—H2d。

H2：制度環境質量與跨區域并購效應呈現“U”型變化關系。

H2a：經營便利程度與跨區域并購效應呈現“U”型變化關系。

H2b：政府開支規范程度與跨區域并購效應呈現“U”型變化關系。

H2c：貨幣政策自由程度與跨區域并購效應呈現“U”型變化關系。

H2d：社會清廉程度與跨區域并購效應呈現“U”型變化關系。

三、研究設計

（一）樣本文獻與數據

本文檢索2014年12月31日之前公開發表的論文作為樣本數據來源，分別通過中國知網、維普、萬方等數據庫或檢索源，以“并購”“跨國并購”“海外并購”“重組”等關鍵詞組對標題、關鍵詞、摘要進行檢索。

通過對初步檢索得到的文獻細致審讀，并對重點文獻的參考文獻進行追溯檢索與閱讀之后，進行以下篩選程序：一是樣本文獻中必須含有跨區域并購與并購績效關系的方程；二是樣本文獻的主并方為中國企業；三是樣本文獻每一方程的主并方必須只含有中國企業，即剔除含中國企業在內的多國樣本研究，最終獲得了17篇樣本文獻（表1）。本文從這些文獻中提取了98個跨區域并購效應方程。

本文研究的解釋變量中，制度環境使用經濟自由度，并選取了經營（營商）便利性、政府開支、貨幣自由以及清廉程度四個分指標。數據來源于《華爾街日報》和美國傳統基金會（Hertitage Foundation）發布的年度報告《經濟自由度指數》。

（二）變量設計

1.被解釋變量

跨區域并購效應為被解釋變量，其值經過以下步驟生成：第一步，根據樣本文獻中并購績效方程（因變量為并購績效，自變量或控制變量中含跨區域變量），計算跨區域變量的方程系數對應偏相關系數r：

公式（1）中t為跨區域變量系數的t統計量值，f為方程自由度?？鐓^域變量包括地理距離或標識非同地并購等變量；如果對應樣本文獻中變量是同地域并購，則r取其偏相關系數的相反數。

第二步，由于偏相關系數并不服從正態分布，因此一般要進行Fisher轉換[6]。r經過Fisher轉換結果為Zr，其公式為：

Zr為本文跨區域并購效應值，為正說明跨區域并購相對于同區域并購能夠帶來好的績效表現；反之，則對績效造成負面影響。

2.解釋變量

制度環境變量用經濟自由化指數及其分指標測量，其中經濟自由度指代制度環境質量（Insitition quality）。在經濟自由度分指標上，本文關注營商環境、政府干預、貨幣自由以及清廉環境四方面，分別采用經營便利（Business freedom）、政府支出（Goverment spending）、貨幣自由（Monetary freedom）以及清廉指數（Freedom fromcorruption）指標，這些分指標數值越大，說明經濟自由度越高。這一選擇理由在于：一是經濟自由度指數衡量各國經濟自由度狀況，是目前運用非常廣泛的綜合衡量一國正式制度質量的指標體系，具備相應年份中國數據；二是每一個跨區域并購效應值對應的地區信息是綜合信息，單個地區信息在樣本文獻中不可獲取，因此選用國家層面上制度環境水平能夠反映地區之間制度環境整體水平；三是國內學者常用的樊綱、王小魯編制的市場指數按照地區編制，不能直接反映出本文所關注的國家層面制度環境整體水平[13]。

3.控制變量

控制變量包括了樣本文獻研究設計上的主要差異，如并購績效測量、跨區域測量、年度跨度、方程變量個數等。由于樣本文獻中采用文化距離測量并購雙方文化差異對并購績效影響的討論極少，因而本文沒有納入該控制變量；考慮到樣本文獻研究設計差異，本文通過地理距離、跨國并購兩個控制變量反映樣本文獻對信息不對稱與文化不同因素的考慮上差異所帶來的影響。有關變量測量說明以及均值、標準差等具體如表2所示。

根據表2，在樣本文獻研究特征上，并購績效測量中市場績效指標（Market performance）包括短期市場反應CAR、托賓Q以及長期市場反應BHAR等，有64.30%的方程采用市場反應作為并購績效測量。在跨區域并購測量上，地理距離（Distance）一般是通過GOOGLE地圖提供直線距離測量工具進行測量獲得中國與目標國的直線距離，或者明確各東道國和母國首都的經緯度，利用經緯度值算出地理距離。在98個方程中，有13.3%采用地理距離來測量跨區域并購。有23.50%的方程涉及跨國并購（Cross borderma）事件，54.1%的方程來自學科前十的期刊上文獻。方程數據年度跨度均值約為7年，方程中變量個數約為12個。

表3列示了主要變量相關系數?？紤]到經濟自由度及其分指標變量之間相關性較高，在后文中分別檢驗它們的影響。此外，市場績效、地理距離、變量個數等變量相關度也較高，在本文實證檢驗時，進行共線性診斷發現，除了平方項引起的共線性外，其他變量vif（方差膨脹系數）不高于4，說明共線性并不嚴重，在可接受水平上。

（三）模型選擇

元分析的重要性在于不僅能夠提供多種理論解釋與整合，更能夠通過現有文獻經驗證據的系統總結幫助學者檢驗比單篇文獻更為廣泛的影響因素。本文首先采用元分析效應值均值技術檢驗跨區域并購效應方向假設。一般元分析技術有固定效應和隨機效應兩種模型，這兩種方法的差異在于前者認為所有研究文獻均有唯一的真實效應值θ，后者則是每篇文獻的真實效應值θi圍繞一個平均效應值θ服從標準正態分布：

Zri，j=θ+εi，j，Zri，j～N（θ，σ■■），εi，j～N（0，σ■■） （3）

Zri，j=θ+ui+εi，j，Zri，j～N（θ，τ2+σ■■），εi，j～N（0，τ2+σ■■） （4）

公式（3）（4）分別是固定效應與隨機效應元分析效應均值計算模型。借鑒Efendic et al. [3]的研究，引入以下模型檢驗制度環境變量與跨區域并購效應的關系：

Zri，j=β0+βX'i，j+ζj+εi，j，ζj～N（0，？子2），εi，j～N（0，σ■■）

（5）

此處，Zri，j為第i篇樣本文獻第j個效應值，其值為跨區域變量與并購績效關系方程中區域差異變量系數對應的偏相關系數fisher轉換值。公式（5）中Xi，j=（x1，i，j，…，xp，i，j）是p個解釋與控制變量的向量，這些變量指表2中制度環境測量、并購績效測量等特征變量。β=（β1，…，βp）是模型（5）回歸方程系數向量。？子2為樣本文獻之間效應值差異的方差，σ■■為效應值對應的方差。

考慮到同一篇樣本文獻能夠獲取到多個跨區域并購效應值，彼此不獨立，為了解決混合數據（Pooled Data）存在研究內和研究之間異質性導致的偏差以及可能的內生性等問題，本文采用混合多水平元回歸分析方程估計方法（Mixed effects pooled data），首先對研究間差異采用極大殘差對數似然估計（REML），然后對方程系數采用加權最小二乘法（WLS）估計；這一估計方法在國外文獻有關元回歸分析中比較常見，運用Stata12軟件可以實現。同時，為了考察結論與模型穩健性，采用最小二乘法聚合穩健估計（Ordinary least squares with clustered standard errors）方法估計元回歸分析方程系數。

四、實證結果與分析

（一）跨區域并購效應方向檢驗

表4采用固定與隨機效應估計方法，即模型（3）與（4），得到跨區域效應均值分別為-0.029與-0.030，在95%置信水平下，固定效應區間估計為（-0.041，-0.017），而隨機效應估計區間為（-0.051，-0.008），均有不含0在的估計區間，說明無論是固定效應還是隨機效應估計，都支持跨區域并購效應為負值的假設。固定效應與隨機效應Z統計量均在0.001水平上顯著，也支持了跨區域并購效應顯著為負的觀點；這些均值低于表2中跨區域并購效應簡單平均數。從上述證據看，H1a得到了支持，即包括較低的制度環境因素在內的負面影響的觀點得到了支持。根據國外一般研究經驗，本文證據表明跨區域并購對績效的負面影響處于中等偏下水平。

（二）制度環境檢驗

表5中方程（1）至（5）是運用模型（5）采用混合估計方法檢驗制度環境與跨區域并購效應之間假設的結果。方程（1）Insitition quality2與Insitition quality的系數分別為0.076、-7.933，在0.001水平上顯著，這說明以經濟自由度總指數表征的制度質量提升，跨區域并購效應呈現先下降后上升的趨勢；方程（2）中Business freedom2與Business freedom的系數分別為0.367、-3.67，在0.001水平上顯著，說明經營便利性與跨區域并購效應呈“U”型變化。方程（3）中Government spending2與Government spending的系數分別為0.653、-11.81，在0.001水平上顯著，說明政府開支等規范程度提升，跨區域并購效應先減少后增加。方程（4）中Monetary freedom2與Monetary freedom的系數分別為0.149、-2.36，接近0.1邊際水平顯著。方程（5）中Freedom fromcorruption2與Freedom fromcorruption的系數分別為1.36、-8.68，在0.001水平上顯著，說明反腐倡廉的環境陣痛之后會改善跨區域并購效應。因此，除了貨幣政策自由度外，H2、H2a、H2b、H2d均得到了顯著的支持證據。

（三）穩健性檢驗

表6中方程（1）至（5）是運用模型（5）采用聚合標準誤穩健OLS估計方法檢驗制度環境與跨區域并購效應之間假設的結果。方程（1）Insitition quality2與Insitition quality的系數分別為0.075、-7.824，在0.001水平上顯著，支持H2；方程（2）中Business freedom2與Business freedom的系數分別為0.344、-3.46，在0.001水平上顯著，支持H2a。方程（3）中Government spending2與 Goverment spending的系數分別為0.648、-11.73，在0.001水平上顯著，支持H2b。方程（4）中Monetary freedom2與Monetary freedom的系數分別為0.146、-2.32，在0.05水平上顯著，支持H2c。方程（5）中Freedom fromcorruption2與Freedom fromcorruption的系數分別為1.18、-7.48，在0.05水平上顯著，支持H2d。顯然，上述證據與表5基本一致，表明相應結論具有較強穩健性。

五、結論與政策啟示

（一）基本結論

本文研究了制度環境對跨區域并購效應作用原理，從制度經濟學視角發展了并購理論。利用元分析技術，基于樣本文獻98個方程涵蓋1994—2011年間25 998個并購事件樣本以及《華爾街日報》、美國傳統基金會的制度環境數據檢驗發現：（1）跨區域并購效應均值為負，這意味著整體上跨區域并購績效低于同區域并購。（2）經濟自由化為核心的制度環境，即制度質量、營商環境、政府干預、貨幣自由以及清廉環境的改善會導致跨區域并購效應出現先降低后提升的變化規律。

（二）政策啟示

本文為政府決策提供了有益啟示。一是制度環境改善的過程是促進資源配置自由化、資源使用效率提升與壓縮尋租空間和減少企業尋租收益的過程。根據國發〔2014〕14號文，除了加快推進審批制度改革，改善金融服務，落實和完善財稅政策等共性問題外，與跨區域并購有關的制度障礙主要有市場分割與地區封鎖。這些與地方政府政績目標相關的制度環境的核心在于地區間利益協調問題。根據國發〔2014〕14號文，解決上述障礙措施包括加大一般性轉移支付力度，平衡地區間利益關系；落實跨地區企業所得稅分配政策，協調解決企業兼并重組跨地區利益分享問題；解決跨地區被兼并企業的統計歸屬問題。顯然，這些措施一方面能夠緩解地區之間人為設置的阻礙資源自由流動的制度障礙影響；另一方面，制度改進帶來的制度缺陷減少，從而利用制度缺陷進行尋租獲取企業收益的機會也會減少。

二是塑造清廉的社會環境存在“陣痛”。作為熱點，反腐敗到底影響不影響經濟發展？從理論上看，反腐在于塑造清廉的社會經濟發展環境，這與保持經濟長期健康發展在邏輯上一致；至于將當前反腐敗斗爭和經濟增速放緩放在一起得出“反腐敗影響經濟發展”結論則缺失邏輯上的嚴密論證和細致的經驗檢驗。本文證據表明，社會清廉程度最終有利于提升跨區域并購績效水平；不過，隨著清廉程度提升，跨區域并購效應的確存在先下降的規律，即社會清廉程度改善存在“陣痛期”。這樣，從微觀視角看，處于“陣痛期”中的企業通過尋租獲得收益減少，勢必需要重新尋找價值增長點，進而資源得到優化組合，并得到合理利用；宏觀上，這必然帶來國民經濟健康發展。

【參考文獻】

[1] NILANJAN B，MATHIEU C. Distance，information asymmetry，and mergers： evidence from Canadian firms[J].Managerial Finance，2011，37（1）：21-33.

[2] SANJAI B，SHAVIN M，ZHU.Emerging country cross-border acquisitions： Characteristics， acquirer returns and cross-sectional determinants[J]. Emerging Markets Review，2011，12（3）： 250-271.

[3] ADNAN E，GEOFF P，NICK A. Institutions and economic performance： A meta-regression analysis[J]. European Journal of Political Economy， 2011，27（3）：586-599.

[4] FAN P，et al. The moderating role of context in managerial ties firm performance link： a meta-analytic review of mainly Chinese-based studies[J]. Asia Pacific Business Review，2013，14（4）： 461-489.

[5] GONG B，HE X，HSU M. Guanxi and trust in strategic alliances[J]. Journal of Management History，2013，19（3）： 362-376.

[6] WANG K，GREG S. Ownership Concentration and Firm Performance in Emerging Markets： A Meta-analysis[J]. Journal of Economic Surveys， 2015，29（2）：199-229.

[7] AKBAR Z，XAVIER C，DAVID S. Synergy Sources， Target Autonomy， and Integration in Acquisitions[J]. Journal of Management， 2013，39（3）： 604-632.

[8] ZHU P. Persistent performance and interaction effects in sequential cross-border mergers and acquisitions[J]. Journal of Multinational Financial Management， 2011，21（1）： 18-39.

[9] 陳仕華，姜廣省，盧昌崇.董事聯結——目標公司選擇與并購績效——基于并購雙方之間信息不對稱的研究視角[J]. 管理世界，2013（12）：117-131.

[10] 杜曉君，朱園園. 制度距離、信息不對稱和國際并購績效——基于中國上市公司并購案的實證研究[J]. 東北大學學報（自然科學版），2013（10）：1504-1507.

[11] 蔣先玲， 秦智鵬，李朝陽. 我國上市公司的多元化戰略和經營績效分析——基于混合并購的實證研究[J].國際貿易問題，2013（1）： 158-167.

[12] 樂琦.被并企業獨立法人資格與并購績效關系研究——基于制度理論的視角[J]. 暨南學報（哲學社會科學版），2012（1）：80-87.

[13] 李君，黃林.制度環境、會計信息質量與公司投資效率[J]. 會計之友，2015（4）：63-70.

[14] 潘紅波，余明桂. 支持之手——掠奪之手與異地并購[J]. 經濟研究，2011（9）：108-120.

[15] 吳超鵬，吳世農，鄭方鑣.管理者行為與連續并購績效的理論與實證研究[J].管理世界，2008（7）： 126-133.

[16] 胥朝陽.并購重組：傳統制造業綠色轉型的推進器[J]. 會計之友，2015（10）：2-5.

[17] 閻大穎.制度約束與中國企業跨國并購的經營績效[J].山西財經大學學報，2009（1）：63-70.