金融发展对企业并购决策的影响研究

刘云，姜书竹

（1.青岛大学，青岛 266100；2.山东工商学院）

并购重组是企业加强资源整合、提高创新能力、实现规模经济与范围经济的资产配置行为，并购重组不仅可以提高企业市场竞争力，还在优化产业结构，助推我国形成技术、资金密集型产业支柱方面发挥重要作用。为营造良好的市场环境，充分发挥企业在兼并重组中的主体作用，2014 年国务院发布《关于进一步优化企业兼并重组市场环境的意见》，提出“进一步改善金融服务，优化信贷融资服务，发挥资本市场作用”。在此背景下，如何深化金融体制改革，推动金融市场发展，为企业实施并购提供良好的市场环境成为政府、企业与学界关注的重点。尽管并购重组可以帮助企业加强资源整合、实现快速发展，但并购过程以及并购后的经营都存在一定风险。一方面，企业并购活动需要大量资金支持，我国金融市场发展时间较短，存在诸多亟待完善的地方，这使得企业（尤其是中小企业）从金融机构获取资金的难度增加，面临不同程度的融资问题，进而导致企业无法筹集充足的资金进行并购，大大降低了企业并购的成功率。另一方面，企业在进行并购时可能存在信息不对称问题，使得并购企业在对目标企业进行价值评估的过程中存在高估现象，这不仅增加了主并购企业的并购成本，还可能导致企业资金周转困难，进而影响并购后的生产经营。金融发展可以帮助企业缓解融资约束以及信息不对称问题，因此加快现代金融体系建设，改善金融生态环境，为企业并购提供高效、健全以及稳定的融资体系具有重要意义。

与研究相关的文献主要分为两类，第一类文献主要围绕金融发展与企业投资展开。金融发展与企业投资行为的关系并未形成统一观点，部分研究认为金融发展可以有效缓解信息不对称问题，降低代理成本，从而减轻公司面临的融资约束，提高企业投资效率[1]。另有研究发现金融发展与企业投资效率之间存在倒“U”型关系，在初期，金融发展对企业成长具有显著促进作用，然而随着金融发展水平的不断提高，企业投资效率随之放缓[2]。与相关的另一类文献是影响企业并购的因素。从宏观因素来看，制度环境、政策不确定性等均会影响企业并购行为[3-4]。相对完善的法律法规可以为企业并购提供良好的制度环境，降低并购过程中因复杂程序导致的时间成本，且良好的制度与市场环境能够降低信息不对称程度，提高企业并购成功率[5]。关于政策不确定性对于企业并购的影响并未得出一致结论[6-8]。从微观因素来看，并购经验、管理层特征、人力资本等亦是影响企业并购的重要因素[9-10]。对于管理层特征对企业并购的影响多数研究从管理层性别、任期长短以及管理能力等方面进行了分析[11-13]。Cui 和Leung[10]对美国企业的并购行为进行分析发现，决策层管理能力越强的并购企业，其长期经营业绩和股票回报越好。

研究结果表明，金融发展对我国企业并购行为具有显著促进作用，且在民营企业、小规模企业以及两职合一企业中该积极效应尤为明显。此外，机制检验分析表明，金融发展主要通过缓解融资约束，改善信息不对称问题对企业并购行为产生影响。

1 研究设计与数据描述

1.1 研究样本

以2000～2018 年上市公司数据为研究样本，重点考察金融发展对企业并购行为的影响。企业层面数据主要来源于CSMAR 数据库，金融发展数据来源于历年《中国金融年鉴》。参考王姝勋和董艳[14]的研究，对初始样本数据进行以下筛选：（1）剔除金融、保险行业数据；（2）剔除ST*公司；（3）剔除主要研究变量缺失的数据。此外，为了避免异常值对实证分析的干扰，对所有连续的解释变量都在1%和99%分位数上实施缩尾处理（Winsorize）。

1.2 变量设计

1.2.1 被解释变量

对于企业并购（Eid），文章参考Malmendier 和Nagel 以及李善民等[15-16]的研究，选取企业在该年度所发起并购案件的次数总和作为企业并购的代理变量，数据主要来源于Wind 数据库以及国泰安（CSMAR）数据库。此外，对并购数据进行以下筛选与处理：（1）删除两个数据库中相同的并购事件；（2）合并两数据库中同一企业、同一年份不同的并购事件；（3）若企业并购重组事件的进度为签署转让协议、股东大会通过、达成转让意向及证监会受理则剔除，仅保留最终完成的并购数据；（4）保留企业为主并购方的样本。

1.2.2 解释变量

考虑到数据可得性问题，对于金融发展（Fins），文章参考Lu 和Yao 以及张成思等[17-18]的研究采用金融机构贷款余额占GDP 的比重作为度量指标，具体计算方法为各省的金融机构贷款余额/各省国内生产总值。

1.2.3 控制变量

参考相关理论与已有研究[16，19-20]，选取以下控制变量：（1）资产负债率（Lev），用企业总资产与总负债之比表示；（2）托宾Q（TBQ），用企业市场价值与总资产比值表示；（3）资产收益率（ROA），用企业净利润除以总资产表示；（4）企业规模（Size），用企业总资产的对数值作为衡量指标；（5）现金流量（Cash），采用企业经营性现金流量与总资产比值表示；（6）股权集中度（Shrcr），采用公司第一大股东持股比例表示；（7）企业性质（Owner），根据企业所有权属性设置虚拟变量，若企业为国有企业则为1，否则为0；（8）独立董事比例（Inde），采用独立董事人数占董事会人数比例表示；（9）国内生产总值（Sgdp），采用不同省份国内生产总值表示，并进行对数化处理。

1.3 描述性统计

表1 展示了该文主要变量的描述性统计结果，从表中可以看出，并购次数的均值为1.886，标准差为1.593，表明企业并购存在较大波动性。金融发展的均值为1.408，10%分位值为0.842，50%分位值为1.276，90%分位值为2.212，而波动率（标准差）仅为0.503，表明金融发展的波动较小。其余控制变量分布与已有文献相一致[16，19-20]，表明样本选择具有一定的合理性。

表1 描述性统计Table1 Descriptive statistics of variables

1.4 模型构建

为检验金融发展与企业并购的关系，构建如下回归模型：

模型（1）中，下标i 和t 分别表示企业和年份，p为省份。被解释变量Eidit是企业i 在t 年发生的并购次数，解释变量Finspt为p 省在t 年的金融发展水平，Controls 为控制变量组。τt为仅随时间变化的时间固定效应，φi为仅随个体变化的个体固定效应，εit为随机扰动项，服从均值为0、方差为σ2的正态分布。

2 实证结果与分析

2.1 金融发展与企业并购行为

表2 给出了根据模型（1）对金融发展与企业并购之间关系进行回归的结果。第（1）列为不加入任何控制变量的回归结果，可以看到，金融发展（Fins）对于企业并购（Eid）的影响显著为正（系数为0.142），与前文理论分析一致。第（2）列为加入全部控制变量的回归结果，可以看出，金融发展对企业并购的影响系数依然显著为正，回归系数为0.115，表明金融发展水平每提高1%，企业并购次数平均增加0.115%。

表2 基准回归结果Table2 Benchmark regression results

续表2 基准回归结果Continued table 2 Benchmark regression results

2.2 机制检验

我国的金融发展体系是以银行为主导[21]，作为金融中介的银行体系具有信用中介、金融服务等职能，是企业投资的重要资金来源。金融发展对企业融资约束的缓解作用主要通过规模和效率两个方面发挥作用[22-24]。从规模来看，金融发展水平相对较高的地区，金融机构间的竞争程度较高，金融产品和金融工具种类增多，企业融资渠道得以拓宽，交易成本相应降低，进一步缓解了企业面临的融资约束问题。另一方面，金融发展水平的提高可以改善金融机构的投资和运营能力，对企业投资行为实施有效监督，提高企业融资效率[25]，这在一定程度上改善了企业融资约束问题。

由上述分析可知，金融发展通过缓解融资约束对企业并购产生影响。为进一步验证该理论机制，借鉴许和连和王海成[26]的研究，采用应收账款与资产总额的比值作为融资约束的代理变量，并构造与金融发展的交互项进行回归分析。结果见表3 第（1）列，从中可以看出金融发展的回归系数并不显著，而交互项（Fins _FC）的系数显著为正，这表明金融发展可以通过缓解融资约束进而推动企业进行并购，与前文理论分析相一致。

表3 机制检验Table 3 Mechanism test

续表3 机制检验Continued table 3 Mechanism test

为进一步证明金融发展促进企业并购的积极作用可以通过降低信息不对称渠道发挥作用，选取分析师对企业的关注度与研报对企业的关注度作为信息不对称的衡量指标，并构造与金融发展的交互项进行分析。第（2）～（3）列为回归结果，不难发现，金融发展与信息不对称交互项的回归系数显著为正，而金融发展的系数并不显著，进一步证明了金融发展可以有效降低信息不对称程度，从而促进企业进行并购行为。

3 异质性分析

在我国，国有企业与民营企业在盈利目标、社会责任等方面存在较大差异。国有企业特殊的产权性质，使其与政府联系较为紧密，有时需承担部分政府职能，这使得国有企业具有政府的隐形担保，更易获得利率低、期限长的银行信贷，从而相较于民营企业，国有企业面临的融资约束较小。因此该文根据所有权性质将企业划分为国有企业与民营企业进行异质性分析。此外，与大规模企业相比，小规模企业受限于生产能力、技术水平等限制，面临更为严重的融资约束问题，该文根据年度中位数，将企业划分为大规模企业与小规模企业进行异质性分析，结果见于表4。

表 4 第（1）～（2）列为企业所有权属性异质性分析结果，在民营企业中，金融发展的系数显著为正，而在国有企业则并不显著，表明金融市场发展可以显著促进民营企业的并购行为，但对国有企业并未产生显著影响。第（3）～（4）列为不同企业规模异质性回归结果。金融发展对企业并购的影响在小规模企业中显著为正，然而对大规模企业并未产生影响。这表明金融发展通过缓解小规模企业的融资约束促进了其并购行为，而并未对大规模企业的并购行为产生显著影响。

表4 异质性分析Table 4 Heterogeneity analysis

企业并购行为具有风险高、收益见效周期长的特点，且部分并购有时是为了获取并购企业的核心技术、品牌等战略资源，并不是出于利润最大化目的进行，因此需从企业委托-代理角度进行分析[27]。在两职合一的企业中，由于决策权与决策控制权无法分离，导致董事会对企业管理层的监督和控制作用减弱，这使得管理层对于企业并购决策具有更大的话语权，更易促进企业的并购行为。当两职分离时，企业管理层受董事会监督，搜集信息能力受到一定限制[28]，导致对于被并购企业的价值估算等预测出现偏差，并购失败的可能性增大。基于上述分析推断，在两职合一企业中金融发展对企业并购的促进作用更为显著。第（5）～（6）列为企业管理层特征的异质性分析结果。从中可以看出，在两职合一企业中金融发展对企业并购具有显著促进作用，而在两职分离企业中该影响效应则并不明显，与上述分析相一致。

4 稳健性检验

4.1 替换变量衡量指标

根据分析可知，金融市场竞争可以促进企业并购的发生，为验证结论的有效性，参考陈仕华等（2015）的研究[29]，将企业并购替换为企业并购金额（并进行对数化处理），金融发展用各省份存款余额与贷款余额的比值代替，进行稳健性检验，结果见于表5。第（1）列为替换企业并购指标的回归结果，第（2）列为替换金融发展的回归结果，从中可以看出，回归系数均显著为正，进一步验证了结论。

表5 替换变量指标Table 5 Replace variable indicator

4.2 替换计量方式

回归分析中采用了最小二乘法（OLS），为进一步验证文章结论的稳健性，采用最大似然估计方法（MLE）、广义最小二乘法（GLS）以及 Bootstrap 自抽样参数估计。从表6 可以看出，在变换参数估计方法后，金融发展对企业并购行为的影响依然显著为正，进一步验证了结论的稳健性。

表6 替换计量方式Table 6 Alternative measurement methods

续表6 替换计量方式Continued table 6 Alternative measurement methods

4.3 控制其他冲击

2008 年发生的全球性金融危对我国经济产生了巨大冲击，实体经济与金融市场深受影响，考虑到这一冲击可能对研究结论产生影响，进行了进一步分析。金融危机的发生使得市场需求大大降低，不仅对金融发展造成严重影响，同时使得实体经济遭受重创，企业盈利降低，融资困难程度增加，这在一定程度上阻碍了企业的并购重组行为。因此，可以预测金融危机对企业并购行为的影响与金融发展相反。为排除金融危机对该文研究结论产生的影响，且考虑到金融危机的影响效应存在滞后性，剔除了2008-2009 年的观测值，重新进行回归分析，结果如表7 第（1）列所示，金融发展的系数依然显著为正（0.125）。此外，参考Cui 等[30]的研究，设置金融冲击虚拟变量，考虑到金融危机在2007 年已产生影响，2008 年其影响范围进一步扩大，且影响具有滞后性，将2007-2009 年的样本设置为1，其余年份为0，构造金融冲击虚拟变量与金融发展的交互项，以便验证结论的稳健性，根据第（2）列结果可知，金融发展（Fins）的回归系数显著为正，而金融冲击虚拟变量与金融发展交互项（Fins_year）显著为负，这表明金融发展对企业并购的积极作用并未受金融危机的影响，进一步印证了结论的稳健性。

表7 控制金融危机冲击Table 7 Controlling the impact of financial crisis

续表7 控制金融危机冲击Continued table 7 Controlling the impact of financial crisis

4.4 控制内生性问题

在基准分析中可能存在双向因果的内生性问题，导致难以判断金融市场发展是否对企业并购行为产生实质性促进作用。一方面，金融市场发展促进了社会资本流动，进一步降低信息不对称，并缓解企业融资约束问题，推动企业进行并购重组；另一方面，企业并购往往需要强大的资金支持，主要以大型国有企业、大型股份制公司为主体，且企业并购可以在一定程度上提高企业创新能力，实现产业多元化发展，因此并购交易频繁发生的地区往往对资金需求较大，更易吸引金融机构入驻，且由于存在溢出效应，该地区往往经济水平发展较高，可以为金融发展提供良好的市场环境。为缓解由双向因果带来的内生性问题，使用工具变量法进行稳健性分析。

对于工具变量的选择，文章参考柳春等[31]的方法，选取省份产业层面金融市场发展的平均值。我国不同地区的金融市场发展水平存在明显分割现象，一方面各区域经济发展具有不同特点；另一方面，由于我国官员晋升考核制度等因素的影响，不同地区政府对本地区的金融市场发展往往具有一定的保护主义倾向，这使得资本跨地区流动受到限制，且流动成本较高，因此不同省份金融市场发展水平存在显著差异。还需要特别说明的是，各个地区的金融发展水平主要由法律制度、科技创新水平所决定[32]，单个企业无法对所在地区的金融发展水平产生影响。因此，所选取的工具变量具有一定的合理性。

表8 为二阶段最小二乘法（2SLS）的估计结果，第（1）列为第一阶段回归结果，从中可以看出工具变量（Fins _IV） 的系数显著，且Wald F 统计量为359.5，表明不存在弱工具变量问题。第（2）列为第二阶段回归结果，不难发现，金融发展对企业并购的影响显著为正（系数为0.365），说明金融发展可以显著促进企业并购，这进一步验证了结论的稳健性。

表8 工具变量法Table 8 Instrumental variable method

续表8 工具变量法Continued table 8 Instrumental variable method

5 研究结论与政策启示

并购重组可以帮助企业扩大生产经营规模，降低成本费用，提高市场份额，因此成为企业实施品牌经营战略和多元化战略，增强竞争力的重要途经。然而，企业并购活动一般需要大量资金支持和良好的市场环境，因此，金融发展对企业并购产生的影响不容忽视。以2000-2018 年上市公司数据为研究样本，系统分析了金融发展对企业并购行为的影响，并探究了其中的作用机制。研究发现，金融发展对我国企业并购行为具有显著促进作用，且在民营企业、小规模企业以及两职合一企业中该积极效应尤为明显。此外，机制检验分析表明，金融发展主要通过缓解融资约束，改善信息不对称问题对企业并购行为产生影响。

基于以上理论分析与研究结论，文章提出如下政策建议：第一，进一步完善金融体系，提高资金利用效率，降低企业（尤其是中小企业）的融资难度。我国金融市场发展时间较短，与发达国家存在一定差距，因此需构建多层次金融体系，鼓励金融机构不断研发多种类型的金融产品与金融工具，以满足不同类型企业的融资需求。第二，推动金融市场化与国际化改革，促进金融转型，构建现代金融服务体系，加快资金融通速度，提高资源配置效率降低企业并购的融资成本。第三，提高企业信息披露质量，减少企业间信息不对称问题，帮助企业降低投资风险，进一步提高并购成功率。