经营者集中反垄断审查事后评估——基于我国商务部无条件通过的案例

王 燕 臧旭恒

一、引言

《中华人民共和国反垄断法》(以下简称《反垄断法》)于2007年8月30日颁布，2008年8月1日开始实施，迄今已近10年。经营者集中控制作为反垄断法的重要组成部分，相关法律规定主要集中在《反垄断法》第4章，并由商务部负责实施。2008年9月商务部组建了反垄断局，根据当事人提交的经营者集中申报做出是否批准集中的决定。回顾过去10年，商务部反垄断局在经营者集中控制方面取得了显著成果：一方面相关执法机构审理了大量案件，其中不乏国际上有影响的重要案件；另一方，通过案件审理积累了实践经验，并在此基础上完善了经营者集中控制的相关法规和政策(王晓晔，2017)。〔1〕

反垄断执法虽然在经营者集中控制方面取得了诸多成绩和进步，但是经营者集中控制仍然存在很多问题，尤其商务部无条件批准的很多案件备受争议：某些案件是否达到审查通过的标准？执法机构无条件通过案例的具体福利标准是什么？执法机构案件审查过程中受产业政策、政治因素等的影响有多大？总结起来就是我国经营者集中反垄断审查的效果到底是怎样的？如何对已经作出的反垄断审查结果进行评价？

的确，我国《反垄断法》的实施时间短，数据少，且学界对我国经营者集中反垄断审查事后评估的文献鲜见，但是这并不意味着该问题不重要。通常，关于并购案件①在我国反垄断相关法律和文件中，将企业并购称为经营者集中。的分析方法主要有两类：事前分析和事后评估。事后评估作为事前分析的重要补充具有非常重要的作用。Carlton(2009)提议反垄断执法部门应该定期对案件的并购效果进行回溯性研究，以保证反垄断政策确实促进了竞争而不是起了相反作用。〔2〕于立(2010)指出“中国反垄断经济学研究需要继续关注的重要问题之一是如何对执法案件进行事后评估”，以及“采用何种评估方法，存在哪些理论依据” 。〔3〕本文将借鉴欧美学者对经营者集中反垄断审查事后评估常用的事件研究法，利用股市数据，在对我国经营者集中控制进行评估的基础上分析执法情况，找出可能存在的问题。通过对经营者集中反垄断审查的事后评估，可以明确审查机构的相关审查标准，确定执法过程中有哪些影响因素，以便于引导企业经营者集中行为，完善垄断执法。

二、文献综述

国外对并购控制效果的事后评估起步于20世纪70年代，其间既有学者对执法部门的执法效果进行自我经济学评估也有相关执法部门对自己的执法情况进行的自我评估。回顾初期的研究主要侧重于对附条件通过的并购案件效果的研究，研究方法则主要是案例分析方法，后来逐渐发展了调查法、结构分析法、比较分析法和事件研究法。

事件研究法是分析重大事件发生前后标的公司股票价格反应的经验研究方法，最早由Dolley(1933)提出，Ball and Brown(1968)以及Fama et al.(1969)对该方法进行了发展，Brown and Warner(1980)进一步进行了完善，并对几个统计假定作了修正。经过几十年的发展，事件研究法已经逐渐成为会计和财务领域的标准方法之一。〔4〕近年来，学者们除了研究企业经营事件对公司股价的影响，也开始关注政策法规等特殊事件引起的市场反应等。

Ellert (1976)首先使用股票市场数据对并购控制诉讼效果进行评析，但未考虑并购对竞争对手的影响。〔5〕Eckbo(1983)和Stillman (1983)最早着手研究并购对竞争对手的影响，并通过分析竞争对手股价的波动，发现竞争对手的反应与“共谋假设”的预期不完全一样，却与生产效率假说相吻合，即并购提议的公布传达了生产成本降低的信息，而这些信息通过竞争对手对并购提议的正向反应体现出来。〔6〕Duso et al.(2007，2011)以及Aktas et al. (2004, 2007)的关注点和方法非常相似，他们选取欧盟的并购控制案例，通过并购公司、目标公司、竞争对手等股票异常收益率的变化研究并购对各方的影响以及总的效率。Duso et al.(2007)选取了欧盟1990-2002年的167个并购案例，通过竞争对手股价的变化研究欧盟并购控制政策的影响因素。〔7〕Duso et al.(2011)则在前人研究基础上对欧盟并购控制政策的总体效果做了详细的计量分析，认为欧盟的兼并救济政策只是部分有效。〔8〕Aktas et al. (2004) 选取提交欧盟竞争委员会审查的602个并购案例进行研究，发现禁止案件会导致负的异常收益率，相比之下附条件通过则是利好消息。〔9〕Aktas et al. (2007) 将研究问题进行深化，重点研究欧盟反垄断委员会的并购控制是否存在保护主义。〔10〕

与国外研究情况相比，我国经营者集中反垄断审查的文献多为关于制度设计、审查程序以及审查中相关概念的界定和影响因素等，即主要是“事前”研究〔11〕，而对经营者集中反垄断审查效果的事后研究很少。Zhang and Zhang (2010)详细分析了我国经营者集中审查初期三个具有里程碑意义的案件，并从中归纳了我国的经营者集中反垄断审查的共同特征、依据的经济学理论以及存在的问题。〔12〕Shan et al. (2012)通过对《反垄断法》条款的分解和2008-2010年商务部禁止或附条件通过的7个案例的详细分析，认为我国《反垄断法》采取的是多元目标，而不是单纯的消费者福利标准或者社会总福利标准，但是消费者剩余保护和动态效率的改善被放在首位。〔13〕Lin and Zhao (2012)对商务部禁止或附条件通过的8个案例进行了分析并指出，总体上我国的经营者集中反垄断审查与国际惯例是一致的，但是，反垄断审查中也存在一些问题，因此他们提出了竞争中心原则(competition-neural principle)。〔14〕但无一例外所有这些分析都是以案例分析为主。本文将借鉴Duso et al.(2007)等的分析方法针对商务部无条件通过的案例进行一个总体的实证研究。

本文的贡献主要体现在两个方面：第一，与现有文献对我国经营者集中反垄断审查的研究从“事前”角度切入不同，本文将从“事后”评估视角进行回溯性审视和分析；第二，通过并购公布日前后竞争对手股票异常收益率的变化，分析商务部经营者集中控制的福利标准以及影响因素，在此基础上对相关部门的执法情况做一个比较完整和客观的事后评估。

三、假设的提出与一个理论背景

对经营者集中反垄断审查进行事后评估首先需要确定评估标准。任何经营者集中反垄断控制体系都是直接或间接地建立在某些福利标准基础之上的(Williamson, 1968)。〔15〕福利标准既是反垄断执法的指导思想也是反垄断执法的目标，而事后评估既然要评价反垄断执法是否达到执法目标，福利标准必然是一个重要的考察对象。

按惯例，反垄断执法部门在执法中主要考虑和权衡以下两大利益集团的福利：消费者和生产者。据此，世界各国在反垄断执法中存在两个最常用的福利标准：消费者福利标准和社会总福利标准。消费者福利标准主要关注并购对消费者剩余的影响，只有当并购导致消费者剩余增加时，才能被批准。而社会总福利标准考虑的是社会福利的总体情况，即生产者剩余和消费者剩余之和。根据这一标准，如果并购给生产者带来的收益大于消费者福利的损失，则可以被批准。

(一)假设的提出

关于经营者集中审查部门到底应该采用消费者福利标准还是社会总福利标准？Renckens (2006)认为，如果考虑执法成本和政策偏好，选择社会总福利标准会更好；政策制定者可以将消费者福利纳入反垄断当局自身偏好，并赋予较高权重。〔16〕但考虑到我国经济发展的特殊阶段和国情，余东华(2012)认为中国的并购控制政策更应该采用社会总福利标准，不过为了保护消费者利益，必须给消费者福利赋予一个较大的权重。〔17〕Lin and Zhao (2012)认为，中国的反垄断法制定者更注重的是社会总福利标准，即生产商剩余和消费者剩余之和，而不是单纯的消费者福利。

从《反垄断法》第1条关于反垄断政策目标的规定可以看出，我国的反垄断法律非常注重通过垄断行为的控制和公平竞争环境的创造以维护消费者福利；同时，《反垄断法》还强调“经济运行效率”，这是社会总福利标准主要关注的因素之一。《反垄断法》第27条以及商务部《关于评估经营者集中竞争影响的暂行规定》第3条对审查经营者集中时应当考虑的因素做了明确规定，这些因素既考虑了消费者福利也包括效率改进，其中第28条规定与社会总福利标准的要求非常相似。综上，本文提出：

假设1：我国的经营者集中反垄断审查采用的是社会总福利标准

假设2：我国的经营者集中反垄断审查在社会总福利标准下非常注重消费者福利保护，赋予消费者福利很大的权重

对竞争政策和产业政策关系的争论由来已久。而竞争政策主要侧重于公平竞争市场环境的创造，以及市场主体创造力和活力的激发；产业政策则侧重于通过产业政策的引导促进经济发展，弥补市场的缺陷。长久以来，产业政策在我国经济发展中发挥了重要作用，《反垄断法》也吸收了很多产业政策的内容，这在《反垄断法》第7条、第15条、第28条以及第56条均有体现。同时我国的《反垄断法》也特别注重“社会主义市场经济的发展”，比如在《反垄断法》第1条和第27条都有明确体现。Lin and Zhao (2012)通过对商务部禁止或附条件通过的8个案例的分析指出，我国的反垄断审查在某种程度上受到产业政策的影响，如可口可乐收购汇源案。基于以上分析，本文提出：

假设3：我国的经营者集中反垄断审查会受到产业政策的影响

因为特殊的国情，国有企业在我国的经济发展中起到了举足轻重的作用。相应的，关于国有企业与反垄断法关系的讨论在我国也尤其突出。很多国家的反垄断法明确规定国有企业与私营企业同样适用于反垄断法。Sappington and Sidak (2003)认为国有企业比私营企业更容易采取垄断行为，不受反垄断法规制的国有企业的并购容易限制市场竞争，损害消费者的福利。〔18〕所以经过《反垄断法》十几年的制定过程、10年的实施经验和学界的充分讨论，目前才基本达成共识：我国的经营者集中审查制度同样适用于国有企业的并购。

但是另一方面，《反垄断法》第7条模糊的措辞却留下很大的争议空间。一部分人认为《反垄断法》只是肯定国有企业的垄断地位并保护其合法经营活动；另一部分人则认为依据该法国有企业并购应该豁免于经营者集中的审查。而在经营者集中反垄断审查实施过程中确实存在一些备受争议的案例，典型的有联想和网通的合并，中国华孚并入中粮集团等中央企业的并购重组未履行经营者集中申报与审查程序，而南北车合并案①中国南车股份有限公司和中国北车股份有限公司吸收合并案。、中国五矿收购中国冶金科工案②中国五矿集团公司收购中国冶金科工集团有限公司股权案。等虽申报，然无条件通过的审查结果也备受争议。与此形成鲜明对比，附条件通过和禁止的经营者集中案件基本都是国外企业。由此引发一系列中国《反垄断法》保护国有企业、歧视国外企业的质疑。综上，本文提出：

假设4：我国经营者集中反垄断审查一定程度上存在选择性执法问题

(二)理论背景

股票市场没有直接反应消费者福利变化的变量，因此要通过股票市场检验经营者集中的福利标准，尤其是消费者福利标准，需要找到相关的参考变量。Eckbo(1983) 、Duso et al.(2007)等的做法是根据并购与消费者福利和竞争对手收益的关系，并通过竞争对手股票异常收益率的波动反应集中以及集中控制政策对消费者福利的影响，本文借鉴该方法。该理论的基本演化过程如下：

早期Eckbo(1983)和Stillman(1983)提出：如果并购对竞争有利，一方面是并购对消费者有利，消费者剩余增加，另一方面是并购导致相关市场竞争程度提高，竞争对手的收益降低；如果并购对竞争不利，则一方面是并购对消费者不利，消费者剩余减少，另一方面是并购导致相关市场竞争程度降低，竞争对手收益增加。Motta(2004)分析认为获得垄断势力的并购对并购方有利，对消费者不利，但对竞争对手有利；获得充分效率改进的并购，对并购方有利，也有利于消费者福利的增加，但是对竞争对手不利。〔19〕

基于以上分析，根据Vives(2000)对同质产品古诺竞争等的研究〔20〕，Duso et al.(2007)得出了结论：并购对消费者福利的影响和对其竞争对手的影响存在反向关系，即并购对竞争对手不利，对消费者有利，反之亦然。虽然该结论并不是在所有的竞争环境中都适用，但是在大多数情况下都成立。 Farrell and Shapiro(1990) 基于同质产品的古诺模型，利用行业中竞争企业的利润刻画了消费者福利的变化，发现当满足一定条件时，如唯一性和稳定性，那么由竞争企业利润的增加可以推出消费者剩余的减少，即Πc<0，则CS>0，反之亦然。〔21〕所以，通过兼并后竞争对手的收益率变化可以刻画反垄断政策对消费者福利的影响。Vives(2000)也得出了相同的结论。此外，Duso et al.(2007)基于差异化产品的伯川德模型证明在满足一些常规条件时，消费者福利和竞争对手收益的上述关系也成立。因此，可以得出结论，在满足一些常规假设条件时，并购对消费者福利和竞争对手收益影响的对应关系在同质产品的古诺竞争和差异化产品的伯川德竞争中都成立。不过需要注意的是，两者的对应关系只是变化方向的关系，而不存在直接的数量关系。

以上分析成立的条件主要是在横向并购中，在一个动态竞争环境下，虽然并购会带来效率的增加，但是消费者剩余减少和竞争对手收益增加的关系并不成立。此外，在非横向并购中，上述关系也不成立，因为在不同的市场中，并购可能会导致封锁效应，在这种情况下尽管竞争对手的收益减少，但消费者福利也可能会受到损害。根据以上条件，在数据选择时需要注意排除不满足条件的并购案例。

基于这一理论背景，本文搜集的我国商务部反垄断局所有无条件通过的经营者集中案例中剔除了不符合以上条件的案例，再对并购公司竞争对手的股票数据进行回归分析，然后，根据竞争对手和消费者福利的上述关系对商务部无条件通过的集中案例进行评估。

四、样本选取与模型设定

(一)样本的选取

本文选取2012-2016年商务部无条件通过的65个并购案作为研究对象，共涉及189家上市公司。由于商务部从2012年开始每季度对外公开所有无条件批准的经营者集中案件，2012年11月16日商务部又补充公布了2008年8月至2012年9月无条件通过的案例，但是因为并购通过时间等关键信息缺失，以及数据可获性原因，所以未做研究。本文对样本的筛选主要基于如下条件：①并购公司有竞争对手，且在上海证券交易所或深圳证券交易所上市；②并购公告发生前后一个月内企业未发生其他重大事件影响股票价格；③企业股票在事件期内不存在停盘现象，在估计期也不存在连续超过30天停盘现象；④剔除ST类公司；⑤同一并购公司前后发布两次以上并购公告的，选择最早一次列入研究的样本，防止后期股票波动受前期公告的影响，如果两次并购公告的间隔期大于1年，则将并购作为两次独立的案例列入研究样本中；⑥排除存在关联交易的并购事项。〔22〕

与事件研究有关的事件日为并购公布日，将并购公布日记为T=0，并将事件窗设定为并购公布日前9天到后9天。因为并购对股票的影响不会在一天释放，所以一般将事件日后几天都包括在内；又因为并购之前可能信息已经泄露等原因，资本市场有可能对公司的收益产生预期，所以，将并购公布日之前的一段时间也包括在内，统称为事件窗。估计窗的设定是为了估计模型参数，避免估计数据受到事件的影响，估计窗一般不与事件窗重叠，因此本文选取〔-219,-40〕共180个交易日作为估计窗。并购公布日的信息主要从《中国证券报》《上海证券报》以及上海证券交易所网站、国泰安CSMAR交易数据库等获得，而市场组合指数本文选择沪深300指数(000300)，股票数据主要来源于万德数据库。

本文所选的65个并购案从时间跨度看主要是：2012年5件，2013年8件，2014年17件，2015年22件，2016年13件；按照收购方的企业所有权性质划分，国有企业29件，民营企业和外资企业36件；按照并购控制的类型划分，简易案件19件，非简易案件46件，其数据整理的统计性描述见表1。

表1 数据的统计性描述

(二)计量模型设定

事件研究法的核心是确定“事件期”，然后运用股票异常收益率检验股票市场对并购事件的反应。异常收益率的计算模型有很多种。Brown and Warner (1980)的研究表明，最简单的市场模型与其他复杂的模型一样好，且市场模型的应用最广泛，因为即使在模型中加入更多的解释变量，使模型变得较为复杂，其异常回报率的方差也不会显著减少，从而可得估计结果对模型的设定并不敏感。因此本文选择市场模型计算股票的异常收益率。市场模型假设上市公司i在t期的收益率Rit与市场组合在t期的收益率Rmt满足如下关系：

Rit=α+βRmt+εit

(1)

因异常收益率为事件期内实际收益率和事件未出现情况下的预期正常收益率之差，可得：

(2)

当分析对象为多只股票时，如本文，则需要计算所有股票的异常收益率。N只股票在t期的平均异常收益率为：

(3)

为了更好地描述事件对股票的影响，需要计算事件窗(t1,t2)内每只股票的累积异常收益率：

(4)

因此，所有股票在事件期内的平均累积超常收益率为：

(5)

此外，为了计算并购对于并购公司与其竞争对手的影响，本文计算了各方收益的变化。

i=M,C

(6)

其中，WACAR为t期内并购导致的竞争对手加权平均收益变化，权重为每只股票的总市值MV。

(7)

接下来，本文将使用事件研究法对所整理的股票样本数据进行回归分析，计算并购公司的平均异常收益率和累计异常收益率，观察并购对于竞争对手股票收益的影响，并据此对我国经营者集中审查情况予以总体评估。

五、实证结果分析

本文所有的估计均使用Stata13计量软件。在回归分析之前，为了确保回归结果的有效性，首先选择了LLC检验方法对每个样本公司的股票日收益率和沪深300指数日收益率进行平稳性检验。从检验结果可知，样本公司的股票日收益率和沪深300指数的日收益率数据都是平稳的，可以用市场模型进行回归分析。

(一)平均异常收益率和平均累计异常收益率

本文首先分析市场对所选189家公司在事件日前后的股价反应，主要观测平均异常收益率(AAR)和平均累计异常收益率(CAAR)两个值的变化。通过t检验，检验样本公司在事件期内平均异常收益率和平均累计异常收益率是否显著不为0。表2和表3分别给出了事件期内不同t期的平均异常收益率和平均累计异常收益率及其显著性检验结果。图1为样本公司在事件期内平均异常收益率走势图。

表2 样本的平均异常收益率及t检验结果

注：***、**、*分别表示在1%、5%、10%水平上显著(下同)

通过表2和图1可以看出，并购公布前，股票的平均异常收益率没有明显趋势，围绕0上下波动，但是并购公布前两天出现正向趋势，说明并购事件可能存在信息泄露问题，只是市场对并购事件并不看好。另一个显著特点是，事件日后，样本企业的平均异常收益率均为负，且样本的CAAR出现明显负向趋势，说明竞争对手获得负的收益率，并购对竞争对手不利，对消费者有利，因此可以得出结论，我国的并购控制政策注重消费者福利的保护和竞争环境的维护，假设2得到验证。

图1 所有竞争对手的AAR和CAAR走势

但是从表2也可以发现，虽然竞争对手平均异常收益率为负却并不显著，尤其是在并购公布后的前几天，股票异常收益率的波动与预期有差异；另一方面，并购公布日当天没有对竞争对手的股票产生显著影响，企业股票平均收益率甚至为正的0.07%。对于这一结果，从股票市场角度解释，由于半强式有效市场是指股票价格已经完全反映市场中的所有信息，在半强式有效市场中，信息一经公布，证券价格会及时准确地调整到应有的水平，而未完全达到半强式有效状态的股票市场对政策信息的反应则是不充分的，所以导致市场可能出现“延迟效应”；而且，半强式有效性对应的是公开信息，但数据收集过程中我们发现，对并购事件的信息公布不是特别规范透明，也没有统一规范的公布渠道，所以市场获取相关信息的时间可能会延迟。

本文进一步对事件窗内不同t期的平均累积异常收益率进行统计。从表4看，并购事件对竞争对手有比较显著的负效应，具体为-2.16%，在区间[5,9]上的负向影响则更显著，从而该结果进一步验证了假设2。

表3 平均累积异常收益率

区间[0,4]上的CAAR值虽然为负，但是并不显著，除了上文分析的股票市场本身的“延迟效应”外，是否还有其他影响因素可能限制了竞争对手股价的预期波动呢？为此本文计算了189只股票在时间区间[0,4]上的累积异常收益率及其显著性水平。结果显示，65个并购案中，有35个并购案的竞争对手的CAAR为负，约占53.85%，有30个并购案的竞争对手的CAAR为正，约占46.15%。说明我国经营者集中审查是以社会总福利为标准的，但是赋予消费者福利很大的权重，验证了假设1和假设2。另一方面，有10只股票的CAR显著为负，约占5.2%，还有一部分案例的CAR虽然为正但是并不显著，表明这些股票对应的并购案对消费者不利。因此可以得出结论，这些股票所对应的并购审查过程可能并没有完全按照消费者福利标准，而是选择了社会总福利标准。

简单分析CAR显著为正的并购案例主要包括中国药材公司收购贵州同济堂制药有限公司股权案等五起大型国有企业并购案，以及安华高科技吸收合并博通公司案等三起大型外国企业并购案。单从公司CAR看，无法得出相关执法部门存在选择性执法的结论。一个可能的解释是，在这些并购案中，审查机关以社会总福利为标准，所以，虽然消费者福利降低了，并购仍获通过，从而进一步使假设1得到验证，但无法验证假设4。

为了详细分析除消费者福利外，还有哪些因素可能会对商务部经营者集中反垄断审查产生影响，本文下一步着重分析产业政策、生产者(竞争对手)收益、企业所有制性质、审查案例类型等因素的影响。

(二)影响审查结果的其他因素分析

假设理想状态下，反垄断审查部门做出的判决均符合消费者福利标准，将理想状态下政府的反垄断审查结果以虚拟变量D表示，则

D=1 (无条件通过) ifCS>0

(8)

D=0 (禁止) ifCS≤0

(9)

而实际审查结果以P表示，其虚拟变量的值与D相反，无条件通过则为1，其他情况为0。将实际审查结果用I类错误和II类错误进行刻画，I类错误指本来该通过的案件被反垄断审查机构禁止了；II类错误指本该禁止的反而通过了。其表达式为：

E1=1i.f.f.P=0且D=1(I类错误)

(10)

E2=1i.f.f.P=1且D=0(II类错误)

(11)

为了研究影响经营者集中反垄断审查结果的因素，对于II类错误情况D=0，本文建立如下回归模型：

E2=β0+β1Πc+β2ownership+β3industrial_p+βxX+ε2

(12)

其中，E2的意义已由式(11)界定，Πc指并购导致并购公司与其竞争对手收益的变化，即生产者。需要指出的是，因为在国内能够获得的数据仅有无条件通过的相关案件，所以本文主要分析II类错误发生的影响因素。

在该部分，关键解释变量有企业所有制性质、产业政策影响和生产者收益变化三个。因为数据可获性，本文选取竞争对手的收益变化代替生产企业收益变化。其他解释变量有案例审查类型：简易案件和非简易案件；国别：中国企业和外国企业；时间：2012-2014和2015-2016之分。由于式(12)中被解释变量为取值1或0的离散变量，因此该回归方程属于二值选择模型，本文分别使用Probit模型和Logit 模型对式(12)进行回归，结果如下：

表4 影响审查结果的因素分析

上述回归结果可以得出以下结论：

(1)生产者收益的变化对审查机关的影响非常显著，表明审查机关在进行经营者集中反垄断审查时除了注重消费者福利保护外，生产者福利的变化也是重点考虑对象，这符合社会总福利标准，进一步验证了假设1。

(2)受产业政策影响的logit和probit回归系数分别为-2.5771和-1.4394，且都在10%水平上显著，说明我国的产业政策对经营者集中反垄断审查的结果确实存在一定影响，可能会使我国的经营者集中反垄断审查偏离对消费者剩余的考虑，而侧重关注受国家产业政策支持的某些行业和领域的收益。假设3得到验证。

(3)并购企业的所有制性质和国别的回归结果并不显著，说明总体上企业是否为国有企业，或者外国企业对经营者集中反垄断审查结果的影响并不明显，个别案例除外，这点与每只股票CAR的分析结果相吻合。所以从本文的分析结果看，我国的经营者集中反垄断审查不存在明显的选择性执法问题，假设4未得到验证。

此外，后期审查的案件比前期审查的案件更注重保护消费者福利，这个问题可能是因为我国反垄断法的实施尚处于初级阶段，不管是审查程序还是经验都存在很多不足和不完善之处，但是随着经验的逐渐增加，相关审查机关的判案水平也不断提高。

(三)稳健性检验

为了进一步说明实证结果的有效性，本文做了以下稳健性检验：

日收益率的计算方式有两种、涨跌幅和连续复合收益率。使用样本企业和沪深300指数的日涨跌幅代替连续复合收益率，对估计期和事件期内股票的正常收益率和异常收益率进行回归，发现并购对竞争对手股价波动的影响幅度相差不大。

表5 样本的平均异常收益率及t检验结果(涨跌幅)

此外，改变估计窗的长度，选择估计窗[-40,-160]得出的平均异常收益率及t检验结果的变化也不大。本文又进一步对市场指数参考对象进行了改变，分别选取上证A股指数和深证A股指数收益率数据作为参照对象，发现并购导致的对样本公司异常收益率的波动趋势及其显著性变化的影响不大。基于上述步骤可以说明上文的研究结论有较好的稳健性。

六、结论和政策建议

对经营者集中反垄断审查进行事后评估，找出存在的问题和不足，进一步完善反垄断执法，是经营者集中审查的重要一步。本文以商务部无条件通过的案例为研究对象，收集整理了65个并购案共189家竞争对手的股票数据，对我国经营者集中反垄断审查效果进行实证分析，研究发现，现阶段我国的经营者集中反垄断审查主要采用社会总福利标准，同时也非常注重消费者福利的保护，赋予消费者福利一个很大的权重，而采用该标准符合我国经济发展的阶段性特征和国情。通过对样本数据的进一步分析，本文还发现，虽然竞争政策的主体性地位已经基本确立，但是产业政策对经营者集中反垄断审查仍然存在影响，使审查结果偏离福利标准，更侧重于关注某些行业和领域的收益。但是，随着执法经验的不断积累，以及反垄断执法体系的不断完善，我国的经营者集中反垄断审查已越来越注重消费者福利和竞争的保护。

因为我国反垄断法的实施时间较短，可获信息有限，加之股票市场不成熟等限制，导致数据获取存在一些困难，样本容量较小，分析结果可能会有一些偏差。但是，随着《反垄断法》的不断发展、反垄断执法实践经验的逐渐积累以及执法透明度和信息可获度的不断提高，有望能够使用该方法对我国经营者集中反垄断执法情况做更全面的分析。而及时就经营者集中反垄断审查进行事后评估，分析执法情况和执法标准，有利于引导企业的经营者集中行为，对完善反垄断执法具有重要意义。

基于上述研究结论，本文提出以下建议：

第一，虽然我国的股票市场仍然不完善不健全，但是股票市场确实能够通过股价波动反映市场和社会对并购案的一些观点和信息。通过合理地分析股票市场的数据，并购控制相关部门应该能够获得不少对经营者集中反垄断审查的参考意见。

第二，在保护并购公司相关商业秘密的基础上，经营者集中反垄断审查部门应尽可能全面及时地公布相关的并购审查分析内容，包括案件审查的法律和事实依据、审查程序，以及对相关市场界定和竞争情况的分析，而不是仅仅简单地事后批量公布结果。这样既可以避免争议，又能很好地让社会和相关利益方发挥监督作用，从而有利于经营者集中控制审查结果准确性的提高。

第三，竞争政策和产业政策作为政府干预经济的两种重要手段同时存在并不是完全矛盾的，在保持竞争政策基础性地位的同时，应合理地处理产业政策和竞争政策的关系，使其互相补充、相互促进、协同发展。

〔1〕王晓晔.我国反垄断法中的经营者集中控制：成就与挑战〔J〕.法学评论，2017(2):11-25.

〔2〕Carlton D.W.WhyWeNeedtoMeasuretheEffectofMergerPolicyandHowtoDoIt〔R〕.NBER Working Paper, No. 14719, 2009.

〔3〕于立.中国反垄断经济学的研究进展〔J〕.广东商学院学报，2010 (5): 39-47.

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