資本市場開放對企業并購融資的影響研究
——基于“陸港通”多期雙重差分的經驗證據

姚海鑫, 杜心宇,2, 張曉旭

(1. 遼寧大學 商學院, 遼寧 沈陽 110136; 2. 遼寧工業大學 經濟管理學院, 遼寧 錦州 121001;3. 遼寧科技大學 工商管理學院, 遼寧 鞍山 114051)

隨著改革開放的不斷深入,我國企業并購交易活動不斷增多,交易數量與金額也隨之不斷擴大,這使得企業難以通過自身積累完成并購交易,需要依靠外部融資來解決并購資金問題[1]。而作為市場交易的參與主體,企業的外部融資不可避免地受到資本市場的影響,市場環境的不完備會使外部融資面臨挑戰[2]。因此,資本市場成熟與否對于企業并購融資至關重要。近年來,我國一直秉承著資本市場開放理念。金融開放可以優化市場配置、提高投資效率、降低資本成本,從而給企業發展帶來積極影響[3]。那么,資本市場的開放會給并購融資帶來正面作用嗎?開放后的融資環境是否得到了改善?開放對并購的融資成本、融資規模和融資約束具體會產生哪些影響?這些均有待進一步地分析和檢驗。

基于此,本文以滬港、深港股票市場實施交易互聯互通機制(以下簡稱“陸港通”)這一資本市場重大開放政策為契機,研究其對企業并購融資的影響。由于我國香港資本市場境外投資者較多,因此“陸港通”政策的實施不僅為本土資本市場引入了境外資本,同時也將境外市場對上市企業行為規范的要求帶進了境內市場,有助于企業治理水平的提高和信息環境的改善[4],從而影響企業并購融資。因此,將“陸港通”作為一個外生事件,運用多期雙重差分法檢驗其對并購融資產生的影響既符合準自然實驗的要求,又有一定的理論意義和現實意義。

本文的貢獻主要集中在三個方面:第一,深化資本市場開放對企業并購融資行為的認識,并揭示其作用機理。資本市場開放可以提供信息增量[5]和緩解代理矛盾[6]已經得到了學者們的一致認可。通過信息環境的改善和治理水平的提高,標的企業可以提升投資效率[7]、降低融資成本[8-9]。但是,除了效率和成本外,二者對于投融資其他方面有何影響還未得到檢驗。因此,本文通過構建模型探討資本市場開放對并購融資的影響,力圖揭示開放對企業更多投融資行為的作用機理,展現資本市場開放的微觀經濟后果。第二,拓展并購融資影響因素的研究邊界。既有關于并購融資行為的研究大多是圍繞企業自身進行的,從交易市場方面入手的較為缺乏。資本市場作為企業并購的主要場所,探討其開放所帶來的環境變化對并購融資產生的影響有助于更全面地了解企業的融資行為,完善并購融資的研究視角。第三,運用多期雙重差分法考察“陸港通”實施對標的企業并購融資的變化。本文考慮到“陸港通”的分批分次實施情況,因此采用多期雙重差分法考察“陸港通”實施對企業并購融資成本、規模和約束的變化,避免了內生性問題和“一刀切”做法,更能揭示資本市場持續開放對并購所產生的影響。

一、 理論分析與研究假設

1. “陸港通”與并購外部融資成本

并購融資根據來源不同可分為內部融資和外部融資,內部即自有資金, 外部則主要為股權融資和債務融資。 由于企業的內部資金是有限的,因此,如何利用資本市場開放政策更好地進行外部融資是解決并購融資問題的關鍵。 首先,根據信息不對稱理論,企業在進行外部融資時需要支付更高成本的原因是存在信息不對稱,信息不對稱問題越嚴重,融資成本越高[2]。 因此,若能降低企業的信息不對稱水平,外部融資成本也會隨之降低。與國內投資者相比,境外發達資本市場上的投資者具備更豐富的經驗和更強的信息獲取與處理能力[3]。 地理優勢使境外投資者可以較低成本獲取更多信息,能力優勢可使其對信息進行更充分解讀,經驗優勢可增加其對企業發展潛力的認知。 這些優勢綜合在一起有助于形成對企業并購決策的預判。 再加上境外交易市場對于信息披露的高要求以及更多分析師介入產生的分析報告[4], 促使“陸港通”實施之后,并購企業和目標企業更多的信息被披露。 信息資源的增加促使各方對并購事項更加了解,穩定了并購的投資收益, 增強了投資者的投資信心[10], 緩解了債務融資前的“逆向選擇”和融資后的“道德風險”[9], 從而降低了并購時的股權融資成本和債務融資成本。

其次,境外投資者一般來講是全球股東,對公司治理有著更高的要求,發揮著日益突出的監督作用[11]。代理理論認為,管理者同股東之間的代理問題會造成企業的投資不足或投資過度,股東同債權人之間的代理問題會造成債務融資成本增加。因此,企業的治理水平對融資成本有著直接影響。境外投資者由于市場監管機制、披露制度更加嚴格,因此對企業治理有著更高要求。同時,由于投資者人在境外,與境內公司存在較少的私人聯結,因此為保護自身利益更愿意且有能力發揮監督作用[12],從而顯著降低了管理者的機會主義行為,緩解了股東同管理者、債權人之間的利益沖突,降低了融資成本。另外,在選擇并購項目時,境外投資者也更注重價值的創造[13],有效保障了并購后股東和債權人的權益,進一步促進了股權融資成本和債務融資成本的下降。

除此之外,金融全球化還可以帶來風險的共擔和經濟的增長。一方面,若一國經濟受到沖擊,開放的市場可以分擔部分風險,減少總的經濟波動[14]。同時,境外投資者還可以通過國際投資組合分散風險,使有潛力的并購企業得到投資機會[15]。在二者的共同作用下,投資企業的投資風險降低,風險承擔能力提高,所需的風險報酬下降。另一方面,由于新興國家的投資收益較高,使得其市場對外開放后,會有大量境外資本流入,顯著提高了股票市場的流動性,降低了股東對收益的期望,進而降低了并購企業所需外部融資的成本[16]?；谏鲜龇治?本文提出研究假設H1:“陸港通”的實施可以降低并購的外部融資成本。H1a:“陸港通”的實施可以降低并購的股權融資成本。H1b:“陸港通”的實施可以降低并購的債務融資成本。

2. “陸港通”與并購外部融資規模

根據以上分析可知,企業成為“陸港通”標的后,外部融資成本顯著降低。融資成本的改變可以影響企業的融資規模。具體而言,參考Harrison 等[17]構建的最優投資決策模型,企業投資最優化函數可表示為

其中,V(Kt,ξt)表示企業價值函數;Π(Kt,ξt)表示利潤函數;C(It,Kt)表示投資調整成本函數;Dt為股息,其約束方程為式(2),且Dt≥0;Kt表示期初資本存量,Kt+1表示期末資本存量;δ為折舊率;It表示投資總額;nt表示內部融資;wt表示外部融資;ξt表示生產力沖擊;βt+s-1表示從時期t到t+s的貼現因子。

(7)

其中,qt +1代表“邊際q”;const代表常數。式(7)表示資本的影子價值等于資本增加 1 個單位后公司價值的增加。由式(6)和式(7)可知,企業投資的邊際成本等于將投資推遲到明天的貼現邊際成本,因此,式(6)的左邊可標準化為1。同時,對式(2)中Kt、It、ξt求導,可得到式(6)的簡化為

(8)

將式(4)代入式(8)得:

(9)

設λt+1=λt+θ,θ為λ的變動趨勢。式(9)的兩邊對λ求導得:

(10)

雖然“陸港通”的實施可以吸引境外資金,但是也會導致境內資金的外流,因此其對于并購企業融資現金流的影響是積極的還是消極的需要進一步檢驗。有學者認為境外投資者具有信息優勢和治理作用,有助于幫助企業提高股價信息含量,從而吸引到更多投資;也有學者認為境外投資者由于地理距離遠、人脈關系弱而處于信息不利地位[18]。因此,企業成為“陸港通”標的后是否有助于并購時外部融資實現仍有待檢驗?；谏鲜龇治?本文提出研究假設H2a:“陸港通”的實施可以擴大并購的外部融資規模。H2b:“陸港通”的實施可以縮小并購的外部融資規模。

3. “陸港通”與并購融資約束

資本市場開放對并購融資約束的影響可以分為直接和間接兩種作用[19]。從直接效應的角度看,資本市場開放的主要目的是吸引境外投資者參與交易,以此來緩解境內外資本市場之間的流動限制[5]。因此,作為資本市場開放重要舉措的“陸港通”政策使得企業的投資人不再只是境內投資者,還增加了境外的機構投資者和散戶投資者,這不僅拓寬了企業并購時的資金來源,而且擴充了企業并購的融資渠道,為解決并購融資約束問題提供了可能。

從間接效應的角度看,信息不對稱和代理問題是企業存在融資約束的兩個主要來源[20]。一方面,信息不對稱理論認為,當外部投資者不了解企業內部經營狀況時,就會加大資金溢價、提高融資成本、減少投資機會,從而造成融資約束[21]。根據以上分析可知,“陸港通”引入的境外投資者能在一定程度上緩解企業的內外部信息不對稱程度,改善信息質量,減少外部融資成本,拓展外部融資規模,尤其是當被投資企業具有并購意向時,境外投資者會利用信息優勢綜合考慮并購合理性并識別投資的效率性,發掘并購潛力[22],從而在緩解并購融資約束的同時保障并購效果。

另一方面,境外投資者為保障自身利益往往會采取積極的治理方式,參與企業投資決策,降低企業代理成本[6]。Chen等[23]的研究發現,獨立的長期機構投資者可及時撤回不良收購,降低由于管理者同股東目標不一致而造成的融資約束,提高企業并購績效。同時,Bena 等[15]的研究認為,境外投資者在投資標的選擇上的導向會作為一種信號機制在資本市場上體現,引發境內投資者的跟隨。因此,“陸港通”政策的實施可以有助于企業代理問題的緩解和并購效率的提高,從而達到降低并購融資約束的目的?；谏鲜龇治?本文提出研究假設H3:“陸港通”的實施可以緩解并購的融資約束程度。

二、 研究設計

1. 樣本選擇與數據來源

由于“陸港通”政策中的滬港通是從2014年開始實施,因此本文將2014—2019年數據設定為實施后的樣本期間,2010—2013年數據設定為實施前的樣本期間。本文從CSMAR數據庫中選擇了2010—2019年期間發生的3 301個并購事件為初始樣本,然后按照以下標準對其進行篩選[24]:選擇公告方為買方的并購;剔除并購公司為金融行業的并購;剔除未成功的并購交易;剔除ST類、*ST類和主要變量存在數據缺失的并購;剔除交易金額小于100萬元的并購;如果同一家上市公司一年內連續發生多次并購事件,只選擇當年規模最大的交易事件作為研究樣本。經過篩選,得到3 226個并購樣本數據。然后,再進行如下處理:首先,根據“陸港通”的試點公司名單來確定處理組樣本。自2014年4月10日滬港通試點正式得到批準起,標的股票數量就不斷發生變動調整,截至2019年12月31日,符合條件的滬港通股票數量為903只,深港通股票數量為342只,總數量為1 245只。其次,對并購企業和“陸港通”企業進行匹配,最終得到771個匹配值。其他數據除并購時資產來源于Zephyr數據庫外,其他均來自CSMAR數據庫,并且,為消除極端值的影響,本文對全部連續變量進行了1%和99%分位上的縮尾處理。為緩解潛在異方差及序列自相關對回歸結果的干擾,本文對所有系數采用了異方差穩健性標準誤方法進行調整。

2. 模型設計與變量定義

(1) 研究模型?！瓣懜弁ā敝械臏弁ê蜕罡弁ㄊ欠峙群筮M行的,因此涉及多個政策時點,為本文采用多期雙重差分方法提供了外部條件。借鑒已有關于多期雙重差分模型的設計[25],本文中“陸港通”對并購融資問題的基準研究模型如下:

式(11)考察“陸港通”對股權融資成本(Re)和債務融資成本(Rd)的影響;式(12)考察“陸港通”對外部融資規模(Scale)的影響;式(13)考察“陸港通”對融資約束(SA)的影響。其中,α0、β0、λ0代表常數項;α1代表“陸港通”企業在標的年份對融資成本的影響,若顯著為正代表“陸港通”的實施可以提高并購的外部融資成本;β1代表“陸港通”企業在標的年份對融資規模的影響,若顯著為正代表“陸港通”的實施可以提升并購的外部融資規模;λ1代表“陸港通”企業在標的年份對融資約束的影響,若顯著為正則代表“陸港通”的實施會緩解企業的融資約束程度(因為SA數值與企業融資約束程度成反比);α2、β2、λ2代表“陸港通”標的企業對融資成本、融資規模以及融資約束的影響;α3、β3、λ3代表“陸港通”標的年份對融資成本、融資規模以及融資約束的影響;α4、β4、λ4代表控制變量(Control)的系數;Year代表年度固定效應;Industry代表行業固定效應;ε為隨機誤差項。

(2) 被解釋變量。被解釋變量包含以下四個變量。

① 股權融資成本(Re)。對于股權融資成本的度量,現有研究廣泛使用的模型有GLS、CT、OJ、PEG、MPEG 等。由于PEG(市盈率增長)模型較符合中國市場且計算的股權融資成本最準確[26],因此,本文在主回歸采用Easton[27]提出的PEG模型計算股權融資成本。具體計算公式如下:

(14)

其中,EPS1和EPS2分別代表分析師預測的t+1、t+2年每股收益;P0表示目標年度上年末股票的收盤價。為保證結果的穩健性,本文采用OJ模型進行替代檢驗。OJ模型的股權融資成本計算公式如下:

(15)

其中,(γ-1)指企業長期盈余增長率;δ*指股票目標年度之前三年的平均股利支付率。

② 債務融資成本(Rd)。債務融資成本是指企業進行債務性融資時所發生的全部費用。本文參考王皓非等[28]的研究,選擇能代表籌集生產經營所需全部資金的財務費用與公司平均負債的比值來衡量債務融資成本。其中,負債包括短期借款、1年內到期的長期借款、長期借款、應付債券、長期應付款和其他長期負債。

③ 外部融資規模(Scale)。本文研究的外部融資包括股權融資和債務融資,因此,外部融資規模為企業并購時采用的股權融資和債務融資二者金額之和。根據融資方式編碼,先篩選出采用股權/債務融資或二者兼有的并購企業,再將其股權/債務融資的金額之和取對數,得到企業并購時的外部融資規模(若沒有采取外部融資,則金額為0)。

④ 融資約束(SA)。融資約束的度量指標有單變量和多變量兩大類。由于單變量指標所反映信息過于局限,因此本文采用多變量SA指數來進行檢驗。該指標不僅避免了內生性變量,而且能較綜合全面地反映企業融資約束程度[29]。具體計算公式為:SA=- 0.737×Size+0.043×Size2-0.04×Age,Size和Age分別代表并購時的企業規模和企業年齡。SA指數值越小,說明企業所受融資約束程度越高。

(3) 解釋變量。Treat為參與“陸港通”政策實施企業的虛擬變量,如果并購企業在樣本期間被列示在“陸港通”試點名單中則取值為1,否則為0;Post為“陸港通”政策實施時間的虛擬變量,企業加入“陸港通”名單的當年及以后取值為1,否則為0。本文重點關注Treat×Post 的回歸系數,表示“陸港通”實施對并購融資成本、規模和約束的作用。

(4) 控制變量。為了緩解其他變量帶來的缺失變量偏誤和內生性問題,本文加入了財務層面包括企業規模(Size)、流動資產比率(Liq)、總資產增長率(Growth)、流動比率(CR)、現金流量比率(CFO)、資產收益率(ROA)、現金比率(Cash)等變量;管理層面包括管理層持股比(MSH)、董事會規模(Bsize)等變量;交易層面包括交易比例(Ratio)等變量的滯后一期數據進行控制。具體主要變量定義詳見表1。

三、 實證分析

1. 描述性統計

表2報告了本文主要變量的描述性統計結果。從表2可以看出,樣本期間股權融資成本Re均值為0.105,債務融資成本Rd均值為0.012,說明樣本企業的股權融資成本遠大于債務融資成本;外部融資規模Scale均值為9.441,標準差為9.271,說明樣本企業的外部融資規模有很大的波動性;融資約束SA均值為3.870,最小值為1.457,最大值為8.496,說明所有樣本企業都受到了不同程度的融資約束;“陸港通”企業Treat×Post的均值為0.239,說明約23.9%的并購樣本成為了“陸港通”標的企業;其余變量的結果說明數據分布都在正常范圍內。

表2 描述性統計

2. 平行趨勢檢驗

使用雙重差分模型進行估計的一個重要假設條件是滿足平行趨勢(parallel trend),即在“陸港通”之前,樣本企業的融資情況呈現相似的變動趨勢,否則雙重差分方法可能會高估或低估“陸港通”的影響。為檢驗平行趨勢假設,本文參考Serfling[30]對多期準自然實驗情境下平行趨勢的檢驗方法,構建類似的雙向固定效應動態估計模型如下:

其中,βt表示虛擬年份的處理組和控制組差異;Treati×Posti,t中i取值[-3,4]分別表示并購企業加入i年(三年前至四年后期間)對實驗組公司取1的虛擬變量。表3報告了“陸港通”對并購融資影響的動態性分析結果。由表3可知,Treat×Post虛擬變量在“陸港通”實施三年前、兩年前、一年前的系數均不顯著,Scale的系數在實施當年開始顯著,Re、Rd以及SA的系數在實施一年后才開始顯著,說明本文的數據滿足平行趨勢假設,可以使用雙重差分方法對模型進行估計。

表3 動態平行趨勢檢驗

3. 實證結果分析

表4顯示了“陸港通”政策對并購融資影響的總體結果。 列(1)為“陸港通”對股權融資成本的影響, Treat×Post的系數為-0.141, 在1%(t=-2.648)水平下顯著為負, 說明“陸港通”實施后,企業的股權融資成本下降, 假設H1a得到檢驗; 列(2)為“陸港通”對債務融資成本的影響, Treat×Post的系數為-0.084, 在10%(t=-1.826)水平下顯著為負, 說明“陸港通”實施后, 企業的債務融資成本下降,假設H1b得到檢驗。兩列結果均表明,相比于沒有加入的企業,“陸港通”標的企業的外部融資成本得到了顯著減少,表明“陸港通”政策對并購外部融資成本的降低有促進作用,假設H1得到驗證。

表4 基礎回歸結果

續表4

列(3)為“陸港通”對并購外部融資規模的影響,Treat×Post的系數為1.567,在1%(t=3.243)水平上顯著為正,說明“陸港通”與外部融資規模顯著正相關。因此,“陸港通”的實施降低了企業外部融資難度,改善了現金流狀況,擴大了外部融資規模,假設H2a得到驗證。列(4)為“陸港通”對并購融資約束的影響,Treat×Post的系數為0.176,在1%(t=3.543)水平上顯著為正,說明“陸港通”與融資約束指數SA顯著正相關,而SA指數越大代表企業所受的融資約束越小,因此“陸港通”政策的實施可以促進境內外資本的流動,使企業的融資約束程度得以緩解,假設H3得到驗證。

4. 穩健性測試

為了保證研究結論的可靠性,本文從傾向得分匹配、更換代理變量和安慰劑檢驗三個方面進行穩健性測試,測試結果見表5。

表5 傾向得分匹配和更換代理變量檢驗結果

(1) 傾向得分匹配(PSM)。為避免樣本選擇性偏差問題,本文為處理組重新構造一組各方面與之匹配的控制組重新進行回歸。參照Armstrong等[31]的做法,本文通過把卡尺設置為0.01來減少匹配不精準及樣本損失過多問題。圖1為匹配前后各特征變量標準化偏差,由圖1可以看出,在進行PSM前,兩組樣本企業的特征變量比較分散,最大差異達到了接近100%,而經過匹配后,各變量的標準化偏差得到了很大的集中,基本控制在0附近(小于10%)。這說明,經過配比之后的兩組數據得到了均衡,很好地解決了兩組樣本企業在個體特征上的系統性差異問題。進一步地,表5顯示了PSM后的回歸結果,由列(1)～(4)可知,Treat×Post的系數均通過了顯著性檢驗,也就是表明“陸港通”顯著地降低了并購企業的融資成本、擴大了融資規模、緩解了融資約束程度,與前文的估計結果一致。因此,使用PSM匹配后的數據再進行雙重差分方法檢驗,回歸結果依然不變,體現了本文結論的穩健性。

(2) 更換代理變量。本文還對主要變量的度量指標進行替換,以保證結論的穩健性。其中,股權融資成本采用OJ模型進行計算,債務融資成本采用財務費用/平均總負債進行替代,融資規模采用籌資活動產生的現金流量凈額進行衡量,融資約束采用KZ指數進行測算(KZ指數與企業融資約束程度正相關)。替換指標后回歸結果見表5的列(5)～(8)所示,所得結論與前述一致。

(3) 安慰劑檢驗。為驗證本文的實證結論是“陸港通”所致,而非其他不可觀測但隨時間變化的因素,本文通過構建虛假制度年份這種方法進行安慰劑檢驗(placebo test)。具體而言,保持“陸港通”標的企業不變,但將制度的實施時間分別向前推進1年(Before1)和2年(Before2)構造“偽陸港通”時點,并使用相同的方法重新估計式(11)～(13)。如果本文結論主要由“陸港通”所致,則采取以上方法所得的“偽陸港通”虛擬變量回歸系數應不顯著。由表6可知,無論是向前推進1年還是2年,列(1)～(8)的“偽陸港通”虛擬變量均未通過顯著性檢驗,說明使用虛擬的資本市場開放政策并不會對并購融資情況產生影響,因此企業融資水平的改變是由于“陸港通”引起的而不是其他因素,增強了本文結論的穩健性。

表6 安慰劑測試結果

四、 “陸港通”對企業并購融資的進一步研究

1. 異質性檢驗

資本市場開放對所有企業產生的影響是否是同質的,這也是學者們重點關注的一個問題。由于自身特征的不同,各企業對于政策的解讀和具體操作都會存在一些差異。因此,本文通過分組方式探討“陸港通”對并購融資問題的橫截面差異。

(1) 基于并購類型的檢驗。根據并購類型的不同,企業并購可以分為多元化并購和非多元化并購。非多元化并購由于產品類型相近或產業鏈相關,并購后更容易在短期內改善現金流,增加融資能力[32]。而多元化并購由于并購雙方差異較大,可能會增加并購后的整合時間,提高并購融資的不確定性。因此,為了考察“陸港通”前后并購類型如何調節企業融資情況,本文將所有樣本分為多元化并購組和非多元化并購組進行檢驗,結果見表7。

表7 基于并購類型的異質性檢驗

從表7中可以看出,“陸港通”對非多元化并購的Treat×Post系數通過了顯著性檢驗,而對多元化并購的Treat×Post系數均未通過顯著性檢驗。由此可以說明,“陸港通”政策對非多元化并購的企業融資作用效果更加明顯,非多元化并購的“陸港通”標的企業前后融資差異更大。

(2) 基于關聯性質的檢驗。由于特殊的制度背景,關聯并購在中國資本市場上大行其道,上市公司控股股東可能會通過關聯交易進行利益輸送。因此,關聯并購更可能是利益輸送的工具而不是真正意義上的并購。為了考察“陸港通”前后關聯交易對融資情況的影響,本文分為關聯企業組和非關聯企業組分別進行檢驗,結果見表8。

表8 基于關聯性質的異質性檢驗

由表8可以看出,“陸港通”對非關聯企業的Treat×Post系數通過了顯著性檢驗,而對關聯企業的Treat×Post系數均未通過顯著性檢驗。由此可以說明,“陸港通”對非關聯企業的融資作用效果更加明顯,說明非關聯企業之間的交易可能更加依賴資本市場,因此資本市場政策變化對其影響更加顯著。

2. 影響機制分析

在理論分析中,“陸港通”可以通過降低企業內外部信息不對稱程度和改善治理情況從而緩解融資問題,但在基本回歸中未能體現這些因素的渠道作用。因此,本文借鑒溫忠麟等[33]提出的中介效應檢驗程序,考察信息環境和治理效應在“陸港通”對并購融資影響過程中的中介作用。具體檢驗步驟如下:第一步,檢驗解釋變量對被解釋變量的回歸系數,見式(11)～(13),若顯著則繼續進行第二步;第二步,檢驗解釋變量對中介變量的回歸系數,見式(17),若顯著,則進行第三步;第三步,將中介變量納入第一步的模型中,見式(18),如果解釋變量和中介變量系數都顯著,則為部分中介效應;如果中介變量系數顯著而解釋變量系數不顯著則為完全中介效應。中介效應的檢驗模型如下所示:

(1) 信息環境?！瓣懜弁ā笨梢酝ㄟ^利用境外投資者的信息優勢和增加信息披露來緩解企業內外部的信息不對稱程度。企業信息環境越好,透明度越高,并購時所需支付的外部融資成本越低,融資規模越大,融資約束越小。為檢驗此機制,本文采用跟蹤分析師數量(Analyst)來度量企業的信息環境。Analyst數值越高,代表企業信息環境越好。具體檢驗結果見表9的列(1)～(5)。列(1)中Treat×Post系數為0.165(t=6.997),在1%水平上顯著為正,說明“陸港通”實施后企業的分析師數量顯著增加,信息環境得到明顯改善。列(2)～(5)中Treat×Post和Analyst的系數均顯著,說明信息環境在“陸港通”對并購融資中起到部分中介作用。其中,列(2)和(3)Analyst的系數顯著為負,說明企業信息環境和外部融資成本之間呈反向變動,“陸港通”政策實施后引起的信息環境改善可以顯著降低企業的外部融資成本;列(4)和(5)Analyst的系數顯著為正,說明企業信息環境和外部融資規模、融資約束指數SA之間呈同向變動,“陸港通”政策實施后企業信息透明度的提高可以擴大企業的外部融資規模和緩解企業的融資約束程度。因此,信息環境的渠道作用得以識別。

表9 影響機制分析

續表9

(2) 治理效應。境外市場更嚴格的治理標準和境外投資者積極的治理監督可以帶來企業代理問題的緩解,進而影響并購融資。治理效應越好,代理成本越低,越能吸引投資者,并購融資越容易。為檢驗此機制,本文采用管理費用收入率(Cost)來度量企業的治理情況。Cost數值越高,代表企業代理成本越高、治理水平越低。具體檢驗結果見表9的列(6)～(10)。列(6)中Treat×Post系數為-0.064(t=-2.063),在10%水平上顯著為負,說明“陸港通”實施后企業的代理成本顯著降低,企業得到了更好的治理監督。列(7)～(10)中Treat×Post和Cost的系數均顯著,說明治理效應在“陸港通”對并購融資中起到部分中介作用。其中,列(7)和(8)Cost的系數均顯著為正,說明企業代理成本和外部融資成本之間呈同向變動,“陸港通”政策實施后引起的治理水平提高可以顯著降低企業的外部融資成本;列(9)和(10)Cost的系數顯著為負,說明企業代理成本和外部融資規模、融資約束指數SA之間呈反向變動,“陸港通”政策實施后治理水平的提高可以擴大企業的外部融資規模和緩解企業的融資約束程度。因此,治理效應的渠道作用得以識別。

3. 并購效果

“陸港通”的實施降低了企業的并購融資難度,擴大了并購融資規模。那么,這些變化會對并購的結果產生怎樣影響呢?本文通過構建式(19)和(20)來檢驗“陸港通”對并購效率和績效的影響:

Efficiencyi,t=β0+β1Treati×Posti,t+β2Treati+β3Posti,t+

∑β4Controli,t-1+∑Year+∑Industry+εi,t

(19)

ΔROEi,t=β0+β1Treati×Posti,t+β2Treati+β3Posti,t+

∑β4Controli,t-1+∑Year+∑Industry+εi,t

(20)

其中,Efficiencyi,t代表并購效率,用實際并購天數來進行度量;ΔROEi,t代表并購績效,用并購前后2年公司凈資產收益率的變動值來進行度量?；貧w結果見表10。

由表10中列(1)可知,Treat×Post系數顯著為負,說明企業成為“陸港通”標的后并購時間顯著縮短,并購效率有所提高;由列(2)可知,Treat×Post系數顯著為正,說明企業成為“陸港通”標的后并購績效顯著增加,企業價值有所提升。形成這種現象的原因可能一方面是“陸港通”政策實施后企業因外部所需資金受限而放棄投資機會的可能性降低,并購機會可選擇性增多;另一方面是境外投資者專業的信息獲取與處理能力能夠高效地識別非效率投資,從而提高了并購收益。因此,企業應積極響應“陸港通”政策,這不僅有助于并購融資問題的緩解,而且有助于并購績效的提升。

表10 并購效率檢驗

五、 結論與政策建議

本文借助“陸港通”實施這一外生事件,以2010—2019年中國A股并購企業為樣本,運用多期雙重差分法考察了資本市場開放之后,境外資本的引入對企業并購融資情況的影響。研究發現:①“陸港通”政策實施后,并購的股權和債務融資成本得以降低、外部融資規模得以擴大、融資約束得以緩解,且在采用傾向匹配得分以及更換代理變量方法進行穩健性測試后,結果依然顯著。②通過異質性分析發現,“陸港通”對并購融資的作用在非多元化并購和非關聯企業中更加顯著。③為了進一步弄清“陸港通”對并購融資問題的影響機理,本文分別基于信息環境和治理效應進行中介檢驗,結果表明“陸港通”的實施可以緩解企業的信息不對稱問題,降低企業的代理成本,從而改善并購的融資環境,提升并購效果。

基于此,本文提出如下政策建議:①并購企業應積極響應“陸港通”政策。本文的研究結論表明,“陸港通”政策的實施有助于并購融資水平的提升和并購收益的提高。因此,并購企業應充分利用該契機,積極成為“陸港通”標的,從而為并購活動的順利進行提供保障。②努力引入更多成熟的境外機構投資者?！瓣懜弁ā笨梢詫Σ①徠髽I起到正向作用的原因之一是引進了能力和經驗都相對豐富的境外投資者,尤其是機構投資者。機構投資者可以為市場帶來更加理性的投資觀念和更強的競爭力。由于我國企業目前的機構投資者占比仍然達不到最優水平,因此,應通過市場開放這一政策主動吸引更多的境外成熟機構投資者投資,從而實現中國資本市場的高質量快速發展。③健全監管制度和改善監管環境。雖然資本市場開放后,企業的代理問題有所緩解,監管環境有所改善,但是若想進一步加強市場間的交流就需要制定更詳細的規章制度和營造更良好的監管環境,從而保障融資的效率和投資的安全。④關注資本市場與國際大環境的協調推進。資本市場開放是一個循序漸進的過程,在這期間,需要平衡好對外開放和風險管控之間的關系,作好中國經濟與全球經濟的銜接,不能盲目冒進,要穩步實現國內與國際的接軌。