我國兼并重組政策的實施效果

趙妍

摘要：以2005—2016年滬深A股上市公司以及2005—2019年滬深A股上市公司并購績效數據為樣本，以我國2010年出臺的促進企業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、動態面板模型等方法，從企業并購微觀層面考察兼并重組政策的實施效果。研究發現，從數量上來看，兼并重組政策頒布后激勵了企業并購，提高了企業并購的概率和并購數量；從質量上來看，雖然企業并購后短期績效提高，但從長期績效來看，企業并購后民營企業和地方國有企業長期財務績效下降，中央企業長期財務績效提高。進一步研究發現，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相關關系，提高了并購企業的長期財務績效；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相關關系，進一步降低了并購企業的長期財務績效。研究結論意味著兼并重組政策的頒布對不同所有權性質的企業實施效果不同，中央企業在兼并重組政策頒布后企業并購的概率和數量增多，并購績效提高；而民營企業和地方國有企業在兼并重組政策頒布后雖然并購的概率和數量增多，但是從質量來看長期財務績效下降。

關鍵詞：兼并重組政策；實施效果；企業并購；并購績效；融資約束

中圖分類號：F272文獻標識碼：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者開啟關于產業政策的“世紀之辯”以來，產業政策的合理性以及有效性問題就成為學術界關注的焦點。在我國，政府在經濟資源配置中扮演重要角色，主要通過宏觀調控、產業政策等影響資源配置[ 1 ]。并購作為企業投資方式的一種，不僅是產業結構市場化調整的有效手段，而且也是存量調整的重要手段。為促進企業兼并重組，國務院2010年頒布《國務院關于促進企業兼并重組的意見》，并由工業和信息化部牽頭，多部委協調加強對企業并購的引導和政策扶持。隨后，國家發展和改革委員會、財政部、人力資源和社會保障部、國土資源部、商務部、中國人民銀行、國有資產監督管理委員會、稅務總局、工商總局、中國銀行保險監督管理委員會、中國證券監督管理委員會也發布了一系列配套文件，旨在通過改善并購市場環境、優化并購稅收政策、加大并購貸款力度、放松并購融資條件等引導企業并購。然而，這些政策的出臺也引起了學術界以及企業界的諸多爭議。

目前關于企業兼并重組政策實施效果的研究有兩種相反的論點。部分學者從市場失靈和經濟發展角度論證，認為相關政策是有效的，對產業的升級調整發揮了積極作用[ 2-3 ]；也有學者對干預市場、替代市場的產業政策實施效果持否定態度，認為相關產業政策是無效甚至有害的，將產業政策視為一種干預市場的行為，不利于國家發展，產業政策制定過程中存在標準難以確定、政府設租偏好、政策實施手段方式復雜、政策實施效果難以衡量等問題[ 1 ]?，F有研究政策實施效果的文獻大多以宏觀數據為基礎，缺乏微觀企業層面的證據支撐。雖然近幾年學者對宏觀經濟政策和企業微觀行為關系產生極大興趣，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 ]等對企業投資[ 9 ]、企業現金持有[ 10-11 ]、企業技術創新[ 12 ]行為的影響，鮮有學者關注產業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，為產業政策有效性之爭提供立足于微觀層面數據的觀點。本文以2010年頒布《國務院關于促進企業兼并重組的意見》為契機，從企業并購的數量和質量雙維度檢驗兼并重組政策的實施效果。

本文的研究貢獻可能有以下三點：第一，豐富有關政策實施效果的研究框架[ 13-14 ]。本文利用微觀企業數據對兼并重組政策實施效果進行評價，為研究政策的實施效果提供新的視角。第二，從微觀企業并購的數量和質量兩個維度考察兼并重組政策對企業并購的影響，拓展宏觀經濟政策與微觀企業行為的研究[ 15-16 ]。第三，通過研究兼并重組政策與企業并購的關系，為政府制定、調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

《國務院關于促進企業兼并重組的意見》強調了企業兼并重組對經濟發展的重要性，提出要消除企業兼并重組的制度障礙，加強對企業兼并重組的引導和政策扶持。之后，國務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配套制度的不斷完善為企業兼并重組創造良好的外部環境，促進企業兼并重組?！秶鴦赵宏P于促進企業兼并重組的意見》主要從審批制度、金融服務、財政稅收、土地管理、職工安置、行業管制放松和信息咨詢服務等方面改善兼并重組環境。在審批方面，取消和下放部分審批事項，簡化國有企業兼并重組審批程序；在金融服務方面，鼓勵支持現有商業銀行并購貸款業務，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，設立專項資金支持并購企業，對并購交易中的企業所得稅、非貨幣性資產投資企業所得稅、土地增值稅、營業稅和印花稅等進行調整；在土地管理和職工安置方面，對國有企業改革中盤活土地資產提供政策支持，積極并穩妥地解決職工的勞動關系問題、社會保險的接續問題、職工工資拖欠的問題；在行業管制方面，大力扶持民營資本，鼓勵他們進入許多之前被禁止進入的基礎設施、公共事業、金融服務和社會事業相關領域，進一步拓寬民間投資的領域和范圍，并規范行業準入的條件，力爭產生倒逼機制效應，鼓勵和引導企業通過并購淘汰落后產能；在信息咨詢服務方面，建立促進境內外并購活動的公共服務平臺，拓寬企業兼并重組的信息交流渠道，加強中介機構的咨詢服務等。

（二）理論分析

博納姆（Bonaime）等[ 17 ]發現，宏觀政策和監管制度的不確定性與并購活動有著強烈的負相關關系，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管方面的不確定性。藍發欽和蔡娜婷[ 18 ]基于中國并購數據的研究發現，經濟政策不確定性增強了企業參與并購的意愿并提高了企業的并購規模，對政策進一步分類后發現，企業并購對不同政策（財政政策、貨幣政策、貿易政策和匯率政策）具有不同的敏感度。紐倫（Nguyen）等[ 19 ]研究發現，政策不確定性與企業收購意愿負相關，與完成并購交易所需時間正相關。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。宏觀經濟政策的變化可以通過調整國家或行業經濟前景預期、改變企業外部融資成本和內部現金流管理、影響企業經營信息環境等途徑作用于微觀企業的投融資活動、會計政策選擇、內部控制、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并購活動。

首先，提高企業并購前景預期。在并購過程中，上市公司經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、行業管制等，這些問題往往與政府的政策密切相關，政策的不確定性提高了企業投資的預期風險，企業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境，鼓勵和支持企業并購行為，在并購項目審批和核準、稅收與財政補貼、土地管理和職工安置、行業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險，使企業管理者和投資者對企業并購行為產生正面的預期，積極促進企業并購活動。

其次，降低并購融資成本。企業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，并購交易難以達成。政策的頒布降低了企業的融資成本，緩解企業融資約束[ 11 ]。一方面，兼并重組政策在信貸市場方面通過對商業銀行放寬企業并購貸款限制、延長貸款期限、提高貸款比例、調整并購貸款擔保要求等內容的規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傳遞了積極信息，降低了銀行與企業之間的信息不對稱程度，為銀行節約了信息搜集成本，促進了銀行貸款向企業并購活動的發放[ 25 ]。

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

H1：兼并重組政策的頒布有利于促進企業并購活動。

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

H2-1：兼并重組政策頒布有助于并購企業短期績效的提升。

企業的長期經營績效主要取決于企業并購后的運營情況。

一方面，基于信貸傳導機制，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，有助于企業迅速抓住并購機會；還款期限的延長可以幫助企業將有限的資金運用到實際經營中，提升企業的長期經營業績?；谘a償機制，并購企業通過享受兼并重組政策提供的財政補貼和稅收優惠降低并購后的預期運營成本，緩解經營壓力，有助于促進并購后協同效應的實現和并購后企業業績的穩健提升[ 26 ]。

另一方面，基于政治主導的制度邏輯，在轉型經濟背景下，我國司法體系和知識產權保護體系尚不完善，政策中關于政府補貼和稅收優惠的內容可能導致企業為追求政府補貼以及稅務收益而進行尋租。黎文靖和鄭曼妮[ 27 ]研究發現，企業會依據政府相關政策主動采取一些策略性行為以獲取政府支持，選擇性產業政策的財稅手段可能使企業為“尋扶持”進行策略性創新而非實質性創新。蔡慶豐和田霖[ 28 ]研究發現，為套取政府的補貼和扶持，企業可能故意進行跨行業并購。趙欣等[ 29 ]研究發現，政府補貼會提高并購企業的商譽。鐘寧樺等[ 30 ]研究發現，獲得五年規劃政策支持的行業內企業在并購中支付了更高的溢價，因為獲得支持的企業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惠或者迎合國家政策，企業很可能實施尋租性的并購行為，使企業資源配置效率降低，甚至出現資源錯配，降低企業投資效率，最終導致長期績效的下降?；谏鲜龇治?，本文提出如下競爭性假設：

H2-2a：兼并重組政策的頒布，提升了并購企業的長期績效。

H2-2b：兼并重組政策的頒布，降低了并購企業的長期績效。

三、研究設計

（一）模型構建與變量選擇

本文關注兼并重組政策的實施效果?，F有研究通過設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?！秶鴦赵宏P于促進企業兼并重組的意見》提出，由工業和信息化部牽頭，國家發展和改革委員會等部門參加，研究解決推進企業并購工作中的重大問題，細化有關政策和配套措施。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量（MAi，t）和并購質量（Perfori，t）兩個方面衡量。

考察兼并重組政策對并購數量影響的模型如下所示。

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

已有研究表明，企業內部股權回報、成長性、規模、每股收益、股權集中度等以及外部經濟發展水平、價格水平、利率水平、貨幣供給、資本市場發展水平等因素會影響企業并購活動[ 31 ]。因此選取公司年限（AGE）、企業規模（SIZE）、營業收入增長率（GROWTH）、股權回報（ROE）、每股收益（EPS）、股權集中度（SHARE）、公司投資機會（TQ）、經濟發展水平（GDP）、名義利率（IR）、證券化率（SR）、貨幣供應量（M2）、零售品價格指數（RPI）、上證綜合指數（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并購數量的影響，此外還控制年度虛擬變量（YearFE）和行業虛擬變量（IndFE），數據變量的定義參見表1。

考察兼并重政策對并購質量影響的模型如下所示。

其中，并購質量（Perfori，t）用兩個指標衡量：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）采用模型法進行計算。設置估計窗口為[-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收益率的均值（ROA）和并購后三年凈資產收益率的均值（ROE）衡量。

現有研究表明，并購過程是否使用財務顧問、支付方式、自由現金流、企業投資機會、高管過度自信等會影響并購績效。因此，選取是否使用財務顧問（CONSUL）、并購支付方式（METHOD）、自由現金流（CASH）、公司年限（AGE）、企業規模（SIZE）、公司成長性（GROWTH）、資產負債表率（LEV）、每股收益（EPS）、股權集中度（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績效的影響，此外還控制年度虛擬變量（YearFE）和行業虛擬變量（IndFE），數據變量的定義參見表2。

（二）樣本選擇與數據來源

本文選取2005—2016年滬深A股上市公司以及2005—2019年滬深A股上市公司并購績效數據為研究樣本①，并購數據來源于中國企業兼并重組中心數據庫（ChinaMerger），其他財務數據以及宏觀經濟數據來源于CSMAR數據庫。

對原始數據進一步做如下處理：剔除連續兩年或者三年財務報告呈現負利潤被特殊處理的ST、ST*的企業；剔除金融行業企業；剔除數據缺失的樣本數據。對本文所有連續性變量在1%水平上進行Winsorize處理。最終所有樣本的數據為21 799個，所有并購樣本的數據為10 345個。

四、實證結果分析

（一）變量的描述性統計

政策頒布前后所有樣本的描述性統計結果如表3所示。從企業是否并購來看，政策頒布前，企業發生并購概率平均值為0.404；政策頒布后，企業發生并購的概率平均值上升為0.485。從企業并購數量來看，政策頒布前，企業發生并購數量的平均值為0.740；政策頒布后，企業發生并購的數量平均值上升為0.904。

政策頒布前后并購樣本的描述性統計結果如表4所示。從并購績效來看，在政策頒布前，企業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短期績效提高，長期績效下降。

（二）多元回歸結果及檢驗

1.兼并重組政策與并購數量

應用固定效應面板Logit模型、隨機效應面板模型和混合回歸Logit模型檢驗兼并重組政策對企業是否并購的影響。應用面板泊松模型對所有數據進行固定效應的面板泊松聚類穩健標準誤回歸、隨機效應的面板泊松回歸以及混合泊松聚類穩健標準誤檢驗兼并重組政策對企業并購數量的影響，檢驗結果如表5所示。

表5中前三列檢驗結果顯示，頒布兼并重組政策的變量系數均在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生并購的概率。表5中后三列檢驗結果顯示，頒布兼并重組政策的變量系數均在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的并購數量，檢驗結果驗證了假設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質量的影響，檢驗結果如表6、表7所示。

表6應用固定效應回歸模型檢驗兼并重組政策對并購企業短期績效CAR的影響。結果顯示，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并購短期績效顯著提高?？刂谱兞恐泻芏嘀笜瞬伙@著，反映了我國資本市場的不完全有效性，投資者更關注企業的投資活動，而非企業自身經營情況，在一定程度上驗證了假設H2-1。

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

五、進一步檢驗

（一）作用機制檢驗

1.融資約束路徑

企業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，并購交易難以達成。企業并購的資金主要來源于銀行貸款和資本市場融資。已有研究發現，政府扶持或鼓勵性產業政策能夠使特定產業獲得更多的IPO融資額和股權再融資機會[ 15，32 ]，能夠持續獲得更多銀行貸款，尤其是長期貸款[ 33 ]。兼并重組政策能夠提高激勵行業的信用擔保水平，緩解企業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”給企業帶來的融資約束，從而提高企業融資能力[ 32 ]。兼并重組政策對于銀行貸款和融資的規定大大拓寬了企業融資的渠道，減少了并購貸款的難度，緩解了企業面臨的融資約束問題，降低了企業并購的融資成本，從而提高并購企業的長期績效。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并購績效，本文構建如下模型。

其中，企業融資約束指標（FC）選取KZ指數[ 34 ]以及應收賬款相對比例（REC）[ 35-36 ]為代理變量，從不同角度對企業融資約束狀況進行度量，并分別將融資約束指標（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建KZ指數，用以衡量融資約束程度。運用回歸模型的估計結果，計算每一家上市公司融資約束程度的KZ指數。KZ指數越大，意味著上市公司面臨的融資約束程度越高。

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

對并購樣本進行實證回歸結果如表8所示。實證結果顯示，除了在應收賬款相對比例（REC）約束下的資產收益率外，并購樣本中交叉項RECPOL和KZPOL的系數在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并購績效的負相關關系。

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獲得更多的資源，直接解決并購企業職工安置問題。同時，對并購過程涉及的土地轉讓、國有企業之間的資產轉讓等非市場化問題也通過政府補貼的方式免費得以解決，不僅節約了時間，更降低了并購成本，最終能夠提高并購企業的績效。另一方面，黎文靖和鄭曼妮[ 27 ]研究發現，選擇性產業政策的財稅手段使企業為“尋扶持”而進行策略性創新而非實質性創新。蔡慶豐和田霖[ 28 ]研究也發現，中國企業的跨行業并購存在追逐政策優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為獲取政府的財政補貼優惠而進行套利性的并購活動，套利性并購活動不能真正促進并購雙方的資源整合，最終會導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值Sub1，二是政府補貼收入比Sub2，即政府補貼數值除以企業主營業務收入，以消除企業規模的影響。政府補貼的數據是滯后一期（1年）數據②。

對并購樣本進行實證回歸結果如表9所示。實證結果顯示無論是選取哪種政府補貼指標，并購樣本中交叉項Sub×POL的系數為負，意味著兼并重組政策通過政府補貼的方式進一步強化了兼并重組政策與企業并購績效的負相關關系，即兼并重組政策中的政府補貼手段并沒有提高企業的并購績效。

（二）兼并重組政策、企業所有權性質與并購

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下的經濟相對分權模式以及地方政府與企業之間關系的影響。首先是中央政府和地方政府的關系。改革開放后中央政府開始分權，賦予地方政府更多的自主權，以提高地方政府的主動性。在經濟層面，地方政府擁有更多的經濟自主權，并在此基礎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動依靠中央政府的組織與人事制度，而地方官員執政能力評價則是地方政府的相對價值指標，這些指標大多來自于不同地方政府之間的錦標賽競爭[ 37-38 ]。其次是地方政府和企業的關系。一方面，企業通過自身發展，向當地政府繳納稅收，解決就業問題，促進地方經濟發展；另一方面，地方政府直接或間接地通過政府補貼、項目審批和稅收優惠等干預企業經營活動，通過“扶持之手”和“掠奪之手”干預企業并購[ 39 ]。

我們對樣本按照產權屬性進行分組檢驗，企業的產權性質指標為SOE，民營企業的SOE取值為0，地方國有企業的SOE取值為1，中央企業的SOE取值為2。檢驗結果如表10和表11所示。

表10分組檢驗結果顯示，對于民營企業而言，頒布兼并重組政策的變量系數為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發生并購的概率和并購數量均提高。對于地方國有企業而言，頒布兼并重組政策的變量系數為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發生并購的概率和并購數量均提高。對于中央企業而言，頒布兼并重組政策的變量系數為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發生并購的概率雖然提高，但并沒有民營企業以及地方國有企業敏感。

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

在表12分組檢驗結果顯示，在民營企業和地方國有企業中，頒布兼并重組政策的變量系數均在10%的水平上顯著為負，意味著頒布兼并重組政策后民營企業和地方國有企業并購后長期績效下降。在中央企業中，頒布兼并重組政策的變量系數在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并購后長期績效有所上升，原因是中央企業往往經濟效益較好，在并購中經常采取強強聯合的方式，導致并購后長期績效的提高。

（三）穩健性檢驗

為確保研究結論的可靠性，本文進行了如下穩健性檢驗：（1）考慮政策滯后性，刪除政策頒布當年數據。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，當公司處于2005—2009年時，POL2=0，當公司處于2011—2015年時，POL2=1。（2）刪除2009年數據樣本。2008年金融危機爆發，我國政府出于擴大內需、拉動經濟發展方面考慮，在下半年實施4萬億元的刺激經濟計劃，不僅拉動了我國經濟的發展，還在一定程度上促進了投資?？紤]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：當公司處于2005—2008年和2010年時，POL3=0；當公司處于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境因素關系很大，因此，我們將樣本期縮短，降低年份太長導致不穩定的宏觀干擾因素對結果的影響。將樣本集中到2007—2013年，同時刪除2009年數據，重新定義解釋變量POL4：當公司處于2007年、2008年和2010年時，POL4=0，當樣本處于2011—2013年時，POL4=0。（4）由于行業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年的行業平均總資產收益率、市場集中度（赫芬達爾指數）對數據進行重新檢驗。（5）內生性問題。本文回歸模型的控制變量大都為滯后指標，能夠在很大程度上避免因反向因果關系導致的內生性問題，但公司以往的并購會對最近的并購產生一定的影響，借鑒阿雷亞諾和邦德（Arellano & Bond）[ 40 ]的研究成果，采用差分GMM模型進行重新檢驗。結果顯示，本文的研究結論依舊成立。

六、結論及政策建議

（一）研究結論

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

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，且這種關系在統計意義上顯著，即兼并重組政策頒布后企業并購短期績效提高；從長期績效來看，在民營企業中，并購企業長期績效資產收益率和凈資產收益率由6.638、6.637下降到4.206和4.296，在地方國有企業中，并購企業長期績效資產收益率和凈資產收益率由6.402、6.744下降到4.296和3.874，在中央企業中，并購企業長期績效資產收益率和凈資產收益率由5.987、6.788提高到6.009和6.822，且這種關系在統計意義上顯著，即兼并重組政策頒布后民營企業和地方國有企業的長期績效下降，但中央企業的長期績效提高。

再次，進一步研究發現，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相關關系，即提高了并購企業的長期財務績效；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相關關系，進一步降低了并購企業的長期財務績效。

（二）政策建議

本文的研究結果表明，中央企業在兼并重組政策頒布后企業并購的概率和數量增多，并購績效提高，達到了實施并購政策的初衷。而民營企業和地方國有企業在兼并重組政策頒布后雖然并購的概率和數量增多，但從質量來看，長期財務績效下降，并沒有達到實施并購政策的預期效果。對于地方國有企業，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，在現有財權、事權配置方式下，缺乏跨地區利益分享機制，導致跨地區兼并重組更難以實現并購后的有效整合，難以實現1+1>2的并購效應。而對于一些民營企業來說，并購過程中除來自法律法規政策方面的障礙外，有的企業管理層思想意識落后，思維方式滯后于時代發展，多數民營企業對過去的成功路徑都有依賴，企業創始人很難擺脫原來思維方式，缺乏轉型升級思維，在市場和政策倒逼下，往往都是被動重組，最終導致并購難以實現有效整合，很難提高企業的長期財務績效。本文的研究結論對我國兼并重組政策調整具有重要的指導意義。一方面，應加強對企業并購后的績效評價，使并購企業重視并購后整合過程，提高并購長期績效；另一方面，應出臺跨地區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，促進地方國有企業真正實現并購后的有效整合。

注釋：

①由于并購長期績效采用并購企業并購后3年績效的平均數值，因此并購績效數據取值到2019年。

②選取滯后一期數據主要是因為企業并購時間較長，申請補助審核的時間也比較長，通常只有企業并購滿足一定條件后，政府才會給予相應的補貼。另外，我們曾以當期的變量進行回歸分析，結果并不顯著。

參考文獻：

[1]韓乾，洪永淼.國家產業政策、資產價格與投資者行為[J].經濟研究，2014（12）：143-158.

[2]RODRIK D，SUBRAMANIAN A，TREBBI F.Institutions rule：the primacy of institutions over geography and integra？ tion in economic development[J].Journal of economic growth，2004（2）：131-165.

[3]韓永輝，黃亮雄，王賢彬.產業政策推動地方產業結構升級了嗎？——基于發展型地方政府的理論解釋與實證檢驗[J].經濟研究，2017（8）：33-48.

[4]饒品貴，姜國華.貨幣政策、信貸資源配置與企業業績[J].管理世界，2013（3）：12-47，187.

[5]劉海明，李明明.貨幣政策對微觀企業的經濟效應再檢驗——基于貸款期限結構視角的研究[J].經濟研究，2020（2）：119-134.

[6]郭長林.財政政策擴張、縱向產業結構與中國產能利用率[J].管理世界，2016（10）：13-33.

[7]ZWICK E，MAHON J.Tax policy and heterogeneous invest？ ment behavior？[J].American economic review，2017（1）：217-248.

[8]石紹賓，尹振東，湯玉剛.財政分權、融資約束與稅收政策周期性[J].經濟研究，2019（9）：90-105.

[9]王克敏，劉靜，李曉溪.產業政策、政府支持與公司投資效率研究[J].管理世界，2017（3）：113-124，145，188.

[10]劉銀國，焦健，張琛.股利政策、自由現金流與過度投資——基于公司治理機制的考察[J].南開管理評論，2015（4）：139-150.

[11]張新民，張婷婷，陳德球.產業政策、融資約束與企業投資效率[J].會計研究，2017（4）：13-19，96.

[12]曲彤，卜偉.產業政策與企業創新策略選擇研究[J].科學學研究，2019（8）：1 405-1 414.

[13]PHILIPPE A，MATHIAS D，Du L，et al.Industrial policy and competition[J].American economic journal：macroeco？ nomics，2015（4）：1-32.

[14]宋凌云，王賢彬.政府補貼與產業結構變動[J].中國工業經濟，2013（4）：94-106.

[15]黎文靖，李耀淘.產業政策激勵了公司投資嗎[J].中國工業經濟，2014（5）：122-134.

[16]GULEN H，MIHAI I.Policy uncertainty and corporate in？ vestment[J].The review of financial studies，2016（3）：523-564.

[17]BONAIME A，GULEN H，MIHAI I.Does policy uncertain？ ty affect mergers and acquisitions？[J].Journal of financial economics，2018（3）：531-558.

[18]藍發欽，蔡娜婷.經濟政策不確定性與企業并購[J].上海金融，2019（10）：19-27.

[19]NGUYEN N. H，PHAN V P.Policy uncertainty and merg？ ers and acquisitions[J].Journal of financial and quantitative analysis，2017（2）：613-644.

[20]姜國華，饒品貴.宏觀經濟政策與微觀企業行為——拓展會計與財務研究新領域[J].會計研究，2011（3）：9-18.

[21]李隋，張騰文.產業政策有效性研究——基于公司融資視角[J].財經科學，2015（9）：53-63.

[22]KIM Y S.Government R&D funding in economic down？ turns：testing the varieties of capitalism conjecture[J].Sci？ ence and public policy，2014（1）：107-118.

[23]JULIO B，YOOK Y.Policy uncertainty，irreversibility，and cross-border flows of capital[J].Journal of international economics，2016（8）：13-26.

[24]AN H，CHEN Y，LUO D，et al.Political uncertainty and corporate investment：evidence from China[J].Journal of corporate finance，2016，36：174-189.

[25]何熙瓊，尹長萍，毛洪濤.產業政策對企業投資效率的影響及其作用機制研究——基于銀行信貸的中介作用與市場競爭的調節作用[J].南開管理評論，2016（5）：161-170.

[26]李彬，潘愛玲.稅收誘導、戰略異質性與公司并購[J].南開管理評論，2015（6）：125-135.

[27]黎文靖，鄭曼妮.實質性創新還是策略性創新？——宏觀產業政策對微觀企業創新的影響[J].經濟研究，2016（4）：60-73.

[28]蔡慶豐，田霖.產業政策與企業跨行業并購：市場導向還是政策套利[J].中國工業經濟，2019（1）：81-99.

[29]趙欣，楊世忠，侯德帥.政府補貼與并購商譽：政策預期與現實悖論[J].現代財經（天津財經大學學報），2020（3）：99-113.

[30]鐘寧樺，溫日光，劉學悅.“五年規劃”與中國企業跨境并購[J].經濟研究，2019（4）：149-164.

[31]JENTER D，KATHARINA L.CEO preferences and acqui？ sitions[J].Journal of finance，2015（6）：2 813-2 852.

[32]陳冬華，李真，新夫.產業政策與公司融資——來自中國的經驗證據[C]//2010中國會計與財務研究國際研討會論文集，2010.

[33]張純，潘亮.轉型經濟中產業政策的有效性研究——基于我國各級政府利益博弈視角[J].財經研究，2012（12）：85-94.

[34]STEVEN N KAPLAN，LUIGI ZINGALES.Do investmentcash flow sensitivities provide useful measures of financing constraints？[J].Quarterly journal of economics，1997（1）：169-215.

[35]于洪霞，龔六堂，陳玉宇.出口固定成本融資約束與企業出口行為[J].經濟研究，2011（4）：55-67.

[36]江靜.融資約束與中國企業儲蓄率：基于微觀數據的考察[J].管理世界，2014（8）：18-29.

[37]周黎安.中國地方官員的晉升錦標賽模式研究[J].經濟研究，2007（7）：36-50.

[38]楊瑞龍.“準官員”的晉升機制：來自中國央企的證據[J].管理世界，2013（3）：23-33.

[39]李增泉，余謙，王曉坤.掏空、支持與并購重組——來自我國上市公司的經驗證據[J].經濟研究，2005（1）：95-105.

[40]ARELLANO M，BOND S.Some tests of specification for panel data：Monte Carlo evidence and an application to em？ ployment equations[J].Review of economic studies，1991（2）：277-297.

責任編輯：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