制度环境与跨区域并购效应关系研究

于成永　滕颖

【摘 要】 从宏观制度环境驱动并购绩效视角建立了制度环境与跨区域并购效应关系理论框架，在此基础上，文章利用元分析技术，基于样本文献提取的98个方程中涵盖1994—2011年间25 998个并购事件样本以及《华尔街日报》、美国传统基金会制度环境数据，经过元均值和元回归检验发现，跨区域并购效应整体水平为负，制度环境质量与跨区域并购效应呈现“U”型变化关系。文章从宏观到微观层次揭示了包括反腐在内的依法治国的制度环境改善对跨区域企业并购绩效影响的一般规律，特别是制度环境改善最终有利于减弱跨区域并购对绩效的负面影响。

【关键词】 制度环境； 跨区域并购； 并购绩效； 元分析

中图分类号：F276 文献标识码：A 文章编号：1004-5937（2016）08-0027-08

一、引言

跨区域并购效应是指并购双方之间存在地理距离或地理位置不同对并购绩效产生的影响。制度环境指企业外部影响并购绩效的经济自由化程度。在实践上，研究制度环境与跨区域并购效应关系契合《国务院关于进一步优化企业兼并重组市场环境的意见》（国发〔2014〕14号）中跨区域重组与市场环境优化话题。这一意见继《国务院关于促进企业兼并重组的意见》（国发〔2010〕27号）再次将消除跨地区兼并重组障碍列为健全企业兼并重组体制的主要内容。

在现有文献中，跨区域并购包括针对某一个国家或地区内并购、海外并购以及混合多国并购样本的研究，其测量指标包括“同一区域”、“异地”或“地理距离”等。在主并方为中国企业的研究中，跨区域并购效应存在正向[12]、负向[9] [11] [14]以及不显著情形 [15]。乐琦[12]采用问卷调查数据检验发现，中国企业不同区域相对于同区域并购能够获得较高的并购绩效。蒋先玲等[13]以2004—2009年期间中国上市公司样本检验发现，跨地区混合并购企业的经营绩效在并购完成后明显下降。吴超鹏等[15]基于中国1997—2005年间发生的1 317 起上市公司连续并购事件为样本实证发现，跨区域并购与同地域并购绩效没有显著差异。Bhagat et al. [2]利用中国、巴西、印度等国1991—2008年的数据检验发现，跨区域并购与同地域并购绩效并没有显著差异。

在制度环境与并购绩效关系研究中，Zhu[8]利用多个国家的主并方企业样本检验表明，目标方所在国经济自由度、腐败指数对并购短期市场反应CAR的影响在统计上不具显著性。潘红波等[14]利用中国企业异地并购样本检验发现，市场化、市场中介组织的发育和法律制度环境以及法律人数与当地人口的比例测度的投资者保护水平对并购绩效的影响也不具统计显著性。杜晓君等[10]以中国企业海外并购样本检验发现，在控制了企业异构性和东道国制度质量等因素后，“法律制度距离”会削弱收购方的国际并购绩效而“经济制度距离”和“文化距离”皆对国际并购绩效有正向作用。阎大颖[17]以2000—2007年由在中国内地和香港地区上市的非金融类企业发起的跨国并购交易为样本，对跨国并购前后多种财务绩效指标超额收益的变化趋势及决定机制进行了实证检验，发现东道国管制制度越严苛，中国企业跨国并购后的绩效越差。

显然，在现有文献中，存在“跨区域并购效应之谜”，即跨区域并购效应既存在显著为正或负的证据，也存在不显著结论。制度环境与并购绩效关系的证据也不一致。进一步看，现有文献基本关注跨国并购中东道国制度或者东道国与母国间制度距离的影响，对主并方或者母国的制度约束的影响尚需深入研究。因此，本文研究两个问题：一是作为研究制度环境影响跨区域并购效应的起点，与同区域并购相比，跨区域并购绩效整体上到底有没有优势？二是制度环境如何影响跨区域并购效应？

本文实证检验上述问题，创新至少有三点：一是建构了理论，推演了跨区域并购效应方向以及制度环境影响跨区域并购效应的假设；二是发现跨区域并购效应整合证据为负，解决了跨区域并购效应争议；三是提供了制度环境对跨区域并购效应影响呈现先减后增趋势的证据。

二、理论分析与假设

（一）跨区域并购效应方向

本文假设建立在图1所示的研究框架上。作为研究起点，跨区域并购效应整体上到底是正还是负？在理论上，预期为负的观点主要有：一是信息不对称和文化差异会导致跨区域并购效应低于同区域并购。国外相关研究认为，距离越远，信息不对称问题越严重；文化差异越大，并购整合难度也越大 [1] [7]。二是制度环境不同，实施跨区域并购需要买卖双方所在区域经营、贸易、财政、税收、货币政策等方面协调与配合，这需要相应时间和成本。三是在跨区域并购中，目标方与主并方所在区域的政府政绩目标一般并不相同，这样会导致企业并购中具体政策措施以及监管手段不同，宽严不一，甚至存在地方保护现象。国内有研究指出，同地并购在税收优惠和信贷上会获得更多的支持 [14]。

预期跨区域并购效应整体上为正的主要理由有：一是相比于同地并购，跨区域并购有机会进行多文化融合，这能够取长补短，有利于创新文化形成。二是跨区域并购提供了迅速进行多地区市场拓展的机会和能力，使企业有可能成为多地区市场领导者。三是跨区域并购更有可能是区域之间经济一体化的后果，从而有可能获取区域经济一体化利益。四是当目标方地区制度环境较优时，跨区域并购还有可能获得制度红利。由于上述观点针锋相对，因此，本文提出两个对立假设。

H1a：整体上，跨区域比同区域并购绩效低，即跨区域并购效应均值为负。

H1b：整体上，跨区域比同区域并购绩效高，即跨区域并购效应均值为正。

（二）制度环境与跨区域并购效应关系

本文从制度环境视角进一步推演跨区域并购效应变化规律。从《华尔街日报》、美国传统基金会编制的经济自由化指数看，与跨区域并购有关的制度环境改善意味着企业面临的营商环境改善、政府干预经济程度减弱、货币政策自由以及社会越发清廉。

一是营商环境主要体现在跨区域并购中企业变更登记涉及手续数目、办理时间以及费用等。由于各地资源配置和流动政策不同，在企业变更中甚至是存在人为限制，导致跨地区资源流动不畅。并购重组作为资源重新配置和流动的战略行为，不仅需要资源重组，同时需要资源合理利用，这样便利的营商环境既有助于并购目标方选择，也有利于并购后整合效率。

二是政府对经济的干预程度，主要体现在政府支出等方面的规范性。在转型经济下，政府或类政府机构（如所谓的“红顶中介”）掌握项目资源审批、监管与分配等权力，特别是拥有优质经济资源审批分配权力。由于地方政府政绩目标不同且具有区域性，跨区域并购可能不仅得不到本地政府支持，还得不到目标方所在地政府支持。显然，随着依法治国和简政放权改革进程的加快，政府之手会越发规范，从而减弱跨区域并购负面效应。

三是货币政策环境主要体现在币值稳定性与物价合理性等方面。币值稳定有利于跨国并购交易，资本与要素价格合理有利于资源重新配置和使用。在较低的货币政策自由化环境下，政府往往拥有或控制大部分稀缺资源及其定价权力，如低价土地、优惠的银行贷款、税收减免等；同区域并购一般能够符合地方政府制定的行业规划和管理政策，从而有利于发展地方经济，因而能够得到这些稀缺的相对廉价的资源[16]。

四是社会清廉环境。一般而言，制度缺陷的存在给企业寻租创造了机会。企业往往通过与政府建立管理者关联等手段获得关键的制度资源。此外，同区域并购能够让企业管理者获得相应政治晋升机会或者其他类似利益，同地并购促进地方经济发展也有助于政府官员升迁。当然，同区域并购带来的企业并购绩效提升是有条件的，即在市场化程度不高、制度缺失，甚至是腐败较为严重的环境下上述利益更容易实现。相比较同区域并购，跨区域并购中寻租成本较高，这是因为跨区域经营时主并方企业与目标方当地政府建立关联需要时间、金钱等方面投资，这在短期内难以获得预期效果。因此，相比于同区域并购能够运用现存的关系资源，跨区域并购效应自然较低。

当然，随着社会清廉程度提升，运用不符合伦理道德甚至有违制度规定方式获取资源的难度会增加，企业为获得这类资源的寻租空间也会被压缩。随着制度转型，政府会逐步放弃直接掌握稀缺资源分配的做法或者这样的做法只在一定范围内适用，这意味着企业通过与政府关联或寻租方式来获得稀缺资源的好处会逐步消失。政府正式制度越发稳定与透明，以与政府保持某种社会关联来获得好处也显得没有必要。运行有序的法律制度体系也弱化了企业与政府关联的重要性。因此，在制度环境改善进程中，政府控制与干预下降而制度法律体系变得更为有效，企业向政府寻租的作用在下降[4]。这样，无论是跨区域并购还是同区域并购均难以获得寻租利益，从而导致并购绩效下降。

基于资源有限性假说，由于企业资源有限性，随着制度环境改善，企业用于寻租的成本下降，将会有更多的资源用于价值提升方面。例如用于寻租上的企业资源减少会导致经营企业与企业之间战略联盟上资源增加。企业与企业建立战略联盟过程中，更多要依赖信任，才能使得这种伙伴关系带来共享价值创造[5]。

利用从寻租领域退出来的资源，企业能够与竞争者、供应商、销售商以及渠道商构建互利的战略关系：一是与销售商建立业务关联能够让企业获得重要的信息资源，如市场情报，这在公开公平市场上难以获取；这类紧密的关联有助于企业及时掌握顾客偏好，反过来提升顾客忠诚度、销售额和回头率。二是与原料供应企业构建良好网络关系能够让企业获得高质、及时的原材料供应和可靠的支付。三是与同业或相近企业具有紧密的合作关系有助于伙伴间相互学习、促进企业之间知识获取、转移和分配。

因此，从企业生存与发展角度看，政府作用一方面在于营造清廉的环境和建立健全规章制度，以利于降低企业经营过程中的交易成本，提升企业资源流动、配置和利用效率。社会清廉程度提升，法制建设更为完善，有法可依、执法必严环境塑造，必然使得企业有所为有所不为，有利于企业的经济价值实现。另一方面，制度环境改善使得企业向政府的寻租空间被压缩，导致寻租利益减少。相比较，制度环境改善导致的寻租利益减少与用于寻租的资源转投于运营企业战略联盟等价值增值领域带来的利益中，由于后者依赖于信任，而信任的累积往往是个漫长的过程，因而，前者下降幅度快于后者提升幅度。从这个角度看，随着制度环境改善，跨区域并购效应呈现先下降后提升的演化过程。综合上述，提出H2—H2d。

H2：制度环境质量与跨区域并购效应呈现“U”型变化关系。

H2a：经营便利程度与跨区域并购效应呈现“U”型变化关系。

H2b：政府开支规范程度与跨区域并购效应呈现“U”型变化关系。

H2c：货币政策自由程度与跨区域并购效应呈现“U”型变化关系。

H2d：社会清廉程度与跨区域并购效应呈现“U”型变化关系。

三、研究设计

（一）样本文献与数据

本文检索2014年12月31日之前公开发表的论文作为样本数据来源，分别通过中国知网、维普、万方等数据库或检索源，以“并购”“跨国并购”“海外并购”“重组”等关键词组对标题、关键词、摘要进行检索。

通过对初步检索得到的文献细致审读，并对重点文献的参考文献进行追溯检索与阅读之后，进行以下筛选程序：一是样本文献中必须含有跨区域并购与并购绩效关系的方程；二是样本文献的主并方为中国企业；三是样本文献每一方程的主并方必须只含有中国企业，即剔除含中国企业在内的多国样本研究，最终获得了17篇样本文献（表1）。本文从这些文献中提取了98个跨区域并购效应方程。

本文研究的解释变量中，制度环境使用经济自由度，并选取了经营（营商）便利性、政府开支、货币自由以及清廉程度四个分指标。数据来源于《华尔街日报》和美国传统基金会（Hertitage Foundation）发布的年度报告《经济自由度指数》。

（二）变量设计

1.被解释变量

跨区域并购效应为被解释变量，其值经过以下步骤生成：第一步，根据样本文献中并购绩效方程（因变量为并购绩效，自变量或控制变量中含跨区域变量），计算跨区域变量的方程系数对应偏相关系数r：

公式（1）中t为跨区域变量系数的t统计量值，f为方程自由度。跨区域变量包括地理距离或标识非同地并购等变量；如果对应样本文献中变量是同地域并购，则r取其偏相关系数的相反数。

第二步，由于偏相关系数并不服从正态分布，因此一般要进行Fisher转换[6]。r经过Fisher转换结果为Zr，其公式为：

Zr为本文跨区域并购效应值，为正说明跨区域并购相对于同区域并购能够带来好的绩效表现；反之，则对绩效造成负面影响。

2.解释变量

制度环境变量用经济自由化指数及其分指标测量，其中经济自由度指代制度环境质量（Insitition quality）。在经济自由度分指标上，本文关注营商环境、政府干预、货币自由以及清廉环境四方面，分别采用经营便利（Business freedom）、政府支出（Goverment spending）、货币自由（Monetary freedom）以及清廉指数（Freedom fromcorruption）指标，这些分指标数值越大，说明经济自由度越高。这一选择理由在于：一是经济自由度指数衡量各国经济自由度状况，是目前运用非常广泛的综合衡量一国正式制度质量的指标体系，具备相应年份中国数据；二是每一个跨区域并购效应值对应的地区信息是综合信息，单个地区信息在样本文献中不可获取，因此选用国家层面上制度环境水平能够反映地区之间制度环境整体水平；三是国内学者常用的樊纲、王小鲁编制的市场指数按照地区编制，不能直接反映出本文所关注的国家层面制度环境整体水平[13]。

3.控制变量

控制变量包括了样本文献研究设计上的主要差异，如并购绩效测量、跨区域测量、年度跨度、方程变量个数等。由于样本文献中采用文化距离测量并购双方文化差异对并购绩效影响的讨论极少，因而本文没有纳入该控制变量；考虑到样本文献研究设计差异，本文通过地理距离、跨国并购两个控制变量反映样本文献对信息不对称与文化不同因素的考虑上差异所带来的影响。有关变量测量说明以及均值、标准差等具体如表2所示。

根据表2，在样本文献研究特征上，并购绩效测量中市场绩效指标（Market performance）包括短期市场反应CAR、托宾Q以及长期市场反应BHAR等，有64.30%的方程采用市场反应作为并购绩效测量。在跨区域并购测量上，地理距离（Distance）一般是通过GOOGLE地图提供直线距离测量工具进行测量获得中国与目标国的直线距离，或者明确各东道国和母国首都的经纬度，利用经纬度值算出地理距离。在98个方程中，有13.3%采用地理距离来测量跨区域并购。有23.50%的方程涉及跨国并购（Cross borderma）事件，54.1%的方程来自学科前十的期刊上文献。方程数据年度跨度均值约为7年，方程中变量个数约为12个。

表3列示了主要变量相关系数。考虑到经济自由度及其分指标变量之间相关性较高，在后文中分别检验它们的影响。此外，市场绩效、地理距离、变量个数等变量相关度也较高，在本文实证检验时，进行共线性诊断发现，除了平方项引起的共线性外，其他变量vif（方差膨胀系数）不高于4，说明共线性并不严重，在可接受水平上。

（三）模型选择

元分析的重要性在于不仅能够提供多种理论解释与整合，更能够通过现有文献经验证据的系统总结帮助学者检验比单篇文献更为广泛的影响因素。本文首先采用元分析效应值均值技术检验跨区域并购效应方向假设。一般元分析技术有固定效应和随机效应两种模型，这两种方法的差异在于前者认为所有研究文献均有唯一的真实效应值θ，后者则是每篇文献的真实效应值θi围绕一个平均效应值θ服从标准正态分布：

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）分别是固定效应与随机效应元分析效应均值计算模型。借鉴Efendic et al. [3]的研究，引入以下模型检验制度环境变量与跨区域并购效应的关系：

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

（5）

此处，Zri，j为第i篇样本文献第j个效应值，其值为跨区域变量与并购绩效关系方程中区域差异变量系数对应的偏相关系数fisher转换值。公式（5）中Xi，j=（x1，i，j，…，xp，i，j）是p个解释与控制变量的向量，这些变量指表2中制度环境测量、并购绩效测量等特征变量。β=（β1，…，βp）是模型（5）回归方程系数向量。？子2为样本文献之间效应值差异的方差，σ■■为效应值对应的方差。

考虑到同一篇样本文献能够获取到多个跨区域并购效应值，彼此不独立，为了解决混合数据（Pooled Data）存在研究内和研究之间异质性导致的偏差以及可能的内生性等问题，本文采用混合多水平元回归分析方程估计方法（Mixed effects pooled data），首先对研究间差异采用极大残差对数似然估计（REML），然后对方程系数采用加权最小二乘法（WLS）估计；这一估计方法在国外文献有关元回归分析中比较常见，运用Stata12软件可以实现。同时，为了考察结论与模型稳健性，采用最小二乘法聚合稳健估计（Ordinary least squares with clustered standard errors）方法估计元回归分析方程系数。

四、实证结果与分析

（一）跨区域并购效应方向检验

表4采用固定与随机效应估计方法，即模型（3）与（4），得到跨区域效应均值分别为-0.029与-0.030，在95%置信水平下，固定效应区间估计为（-0.041，-0.017），而随机效应估计区间为（-0.051，-0.008），均有不含0在的估计区间，说明无论是固定效应还是随机效应估计，都支持跨区域并购效应为负值的假设。固定效应与随机效应Z统计量均在0.001水平上显著，也支持了跨区域并购效应显著为负的观点；这些均值低于表2中跨区域并购效应简单平均数。从上述证据看，H1a得到了支持，即包括较低的制度环境因素在内的负面影响的观点得到了支持。根据国外一般研究经验，本文证据表明跨区域并购对绩效的负面影响处于中等偏下水平。

（二）制度环境检验

表5中方程（1）至（5）是运用模型（5）采用混合估计方法检验制度环境与跨区域并购效应之间假设的结果。方程（1）Insitition quality2与Insitition quality的系数分别为0.076、-7.933，在0.001水平上显著，这说明以经济自由度总指数表征的制度质量提升，跨区域并购效应呈现先下降后上升的趋势；方程（2）中Business freedom2与Business freedom的系数分别为0.367、-3.67，在0.001水平上显著，说明经营便利性与跨区域并购效应呈“U”型变化。方程（3）中Government spending2与Government spending的系数分别为0.653、-11.81，在0.001水平上显著，说明政府开支等规范程度提升，跨区域并购效应先减少后增加。方程（4）中Monetary freedom2与Monetary freedom的系数分别为0.149、-2.36，接近0.1边际水平显著。方程（5）中Freedom fromcorruption2与Freedom fromcorruption的系数分别为1.36、-8.68，在0.001水平上显著，说明反腐倡廉的环境阵痛之后会改善跨区域并购效应。因此，除了货币政策自由度外，H2、H2a、H2b、H2d均得到了显著的支持证据。

（三）稳健性检验

表6中方程（1）至（5）是运用模型（5）采用聚合标准误稳健OLS估计方法检验制度环境与跨区域并购效应之间假设的结果。方程（1）Insitition quality2与Insitition quality的系数分别为0.075、-7.824，在0.001水平上显著，支持H2；方程（2）中Business freedom2与Business freedom的系数分别为0.344、-3.46，在0.001水平上显著，支持H2a。方程（3）中Government spending2与 Goverment spending的系数分别为0.648、-11.73，在0.001水平上显著，支持H2b。方程（4）中Monetary freedom2与Monetary freedom的系数分别为0.146、-2.32，在0.05水平上显著，支持H2c。方程（5）中Freedom fromcorruption2与Freedom fromcorruption的系数分别为1.18、-7.48，在0.05水平上显著，支持H2d。显然，上述证据与表5基本一致，表明相应结论具有较强稳健性。

五、结论与政策启示

（一）基本结论

本文研究了制度环境对跨区域并购效应作用原理，从制度经济学视角发展了并购理论。利用元分析技术，基于样本文献98个方程涵盖1994—2011年间25 998个并购事件样本以及《华尔街日报》、美国传统基金会的制度环境数据检验发现：（1）跨区域并购效应均值为负，这意味着整体上跨区域并购绩效低于同区域并购。（2）经济自由化为核心的制度环境，即制度质量、营商环境、政府干预、货币自由以及清廉环境的改善会导致跨区域并购效应出现先降低后提升的变化规律。

（二）政策启示

本文为政府决策提供了有益启示。一是制度环境改善的过程是促进资源配置自由化、资源使用效率提升与压缩寻租空间和减少企业寻租收益的过程。根据国发〔2014〕14号文，除了加快推进审批制度改革，改善金融服务，落实和完善财税政策等共性问题外，与跨区域并购有关的制度障碍主要有市场分割与地区封锁。这些与地方政府政绩目标相关的制度环境的核心在于地区间利益协调问题。根据国发〔2014〕14号文，解决上述障碍措施包括加大一般性转移支付力度，平衡地区间利益关系；落实跨地区企业所得税分配政策，协调解决企业兼并重组跨地区利益分享问题；解决跨地区被兼并企业的统计归属问题。显然，这些措施一方面能够缓解地区之间人为设置的阻碍资源自由流动的制度障碍影响；另一方面，制度改进带来的制度缺陷减少，从而利用制度缺陷进行寻租获取企业收益的机会也会减少。

二是塑造清廉的社会环境存在“阵痛”。作为热点，反腐败到底影响不影响经济发展？从理论上看，反腐在于塑造清廉的社会经济发展环境，这与保持经济长期健康发展在逻辑上一致；至于将当前反腐败斗争和经济增速放缓放在一起得出“反腐败影响经济发展”结论则缺失逻辑上的严密论证和细致的经验检验。本文证据表明，社会清廉程度最终有利于提升跨区域并购绩效水平；不过，随着清廉程度提升，跨区域并购效应的确存在先下降的规律，即社会清廉程度改善存在“阵痛期”。这样，从微观视角看，处于“阵痛期”中的企业通过寻租获得收益减少，势必需要重新寻找价值增长点，进而资源得到优化组合，并得到合理利用；宏观上，这必然带来国民经济健康发展。

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