金融冲击、股权结构与企业并购行为——基于GARCH模型视域

朱冠平，扈文秀，章伟果，付 强

(西安理工大学 经济与管理学院，陕西 西安 710054)

一、引言

目前，金融冲击定义众说纷纭，本文采用Angela学者认为的狭义定义，金融冲击是指由金融因素引起的震动，主要指股市冲击、货币冲击和汇率冲击等[1]。股权结构是指不同性质的股份在总股本中所占的比例及其相互关系，不同的股权结构决定了不同的公司治理结构及决策参与程度，影响着企业的绩效与行为。企业并购是指两家或多家企业合并组成一家企业，分为兼并和收购，本质是市场主体进行的一种权利让渡行为。企业并购是资本市场中重要的资源配置手段，成功的并购不仅能使企业业务模式、盈利能力、偿债能力及资本结构等方面得到积极改观，而且还能推进企业文化、生产效率及市场能力的提升，发挥规模经济与范围经济等协同效应。在有效资本市场中，企业并购行为是活跃的，据汤森路透的数据显示，截止2018年9月，全球全年并购交易量已达到3.24万亿美元，同比增长40%，创出历史新高，而来自中国工信部统计数据却显示2018年上半年海外并购交易规模同比下降18%，这是继两年前中国企业海外并购创下历史新高后连续四个半年出现回落。此外，民营企业在国内市场并购浪潮也连年趋向减弱态势。这是偶然事件还是受中美贸易摩擦、经济不景气或股市波动等因素影响，有待商榷。基于此背景，本文提出金融冲击、股权结构与企业并购间关系研究，试图回答如下三个问题：金融冲击会不会影响企业并购行为？对于不同的企业性质，这种影响会不会有所不同？金融冲击影响企业并购的机理是什么？目前，国内外学术界主要关注宏观层面和公司层面对企业并购的实际影响，如并购绩效、并购价值和并购支付方式，而对金融冲击和股权结构与企业并购行为的研究鲜有涉及。本文不仅以三者间关系作研究，探讨金融冲击和股权结构对企业并购的影响，而且还将股权结构作为中间变量，试图研究股权结构是否在金融冲击对企业并购行为的影响过程中发挥中介效应。

二、研究述评与研究假设

随着泡沫经济的日益显现，政策不确定性正变得越来越频繁，股市波动、货币波动以及汇率波动等金融冲击也逐渐影响着实体企业的未来发展。研究发现在经济波动时金融条件扮演着重要作用，当金融冲击发生时，对外部融资依赖程度越高的企业，其受到的负面影响越大[2]，在不完全金融市场中，金融冲击将会使得企业信贷成本增加进而导致行业全要素生产效率水平下降[3]，在多个冲击并存时，金融冲击对产出增长波动的贡献甚至超过50%以上，最终导致经济产出、投资、消费及就业等大幅下降[4]。可见，金融冲击会增加企业融资成本和导致生产效率和产出下降，而生产效率差异是驱动并购的关键因素，高生产效率的企业倾向于收购规模小但经营良好的低生产率企业[5]。由于金融冲击会导致企业效率降低，效率差异又是并购行为的关键动机，金融冲击与企业并购两者间应该是促进关系，基于此，本文拟提出假设1：

假设1：在保证其它控制变量不变情况下，企业面临的金融冲击越激烈并购行为越明显。

自从两权分离的观点诞生后，代理问题一直未离开学术界的关注，成为了当今公司治理研究的重心，由代理问题衍生出来的股权结构更是成了学术界的宠儿。目前，关于股权结构(含股权集中度和制衡度)对企业并购行为的影响分析鲜有涉及。

石大林研究发现股权集中度与公司价值显著正相关，股权越集中，企业经营业绩越高[6]。而Hu等认为股权集中度与企业价值显著负相关，股权集中会导致大股东侵占小股东的利益，最终导致降低企业价值[7]。钱美琴等则研究得出股权集中度与企业价值间呈倒U形关系[8]，而学者肖淑芳等却实证两者间无显著关系[9]。可见，股权集中度对企业价值是否存在正影响、负影响、U影响还是无影响尚无定论，三种关系都有学者研究得出。本文拟提出股权集中度与企业并购呈显著负相关性，一种解释是股权越集中在少数股东手里，其经营决策的权力就越大，基于风险厌恶假设，其面临的投资风险则越大，走激进机会主义的可能性越低，进而导致其并购动机越弱。

Bennedsen和Wolfenzon认为其他股东的监督与制衡能够有效减少控股股东的掏空行为[10]。白重恩等通过实证分析认为随着股权制衡度的提升，控股股东攫取其他中小股东利益的动机也将随之减弱，从而提升企业的整体业绩[11]。吕怀立和李婉丽也研究显示股权制衡度能够制约控股股东与其他上市公司的关联交易，尤其是侵占型关联交易[12]。唐建新等以2003—2010年民营上市公司数据为样本，研究表明股权制衡度能够抑制大股东通过获取公司控制权来掏空公司的目的[13]。而吕新军更是基于异质性随机边界视角分析表明股东制衡力的增强有助于提升企业治理效率[14]。以上学者的研究均表明股权制衡度在企业扮演着监督者作用，能够有效抑制控股股东的掏空行为，促进企业依据市场科学决策，进而实现高企业业绩，基于此，拟提出股权制衡度与企业并购显著正相关。

综上所述，合理的股权结构能够约束经理人的在职消费与过度投资，从而减少无效经营与投资行为，最终提升企业的治理效率和效果。综合分析，提出假设2，并适度拓展提出假设3：

假设2：股权集中度与企业并购行为显著负相关，而股权制衡度与企业并购行为显著正相关。

假设3：股权结构在金融冲击对企业并购影响过程中发挥中介效应。

三、数据选取与研究设计

(一)数据选取

本文样本数据是深A股上市公司2006—2017年数据，其中，金融冲击(含股市冲击、货币冲击及汇率冲击)数据分别来源于锐思A股股指数据库、国家统计局经济普查公报和国家外汇管理局，股权结构(含股权集中度和股权制衡度)数据来源于国泰安股东数据库，企业并购数据来源于国泰安并购重组数据库。为保证数据有效性和科学性，在计算连续变量时，对数据两端的1%进行了温莎缩尾技术处理。

(二)变量设计

1.金融冲击。金融冲击度量方法主要分为向量自回归残差分析法、随机游走模型以及条件异方差三类，鉴于向量自回归残差分析法稳定性较弱及求解复杂，而随机游走模型仅适合货币冲击，难以体现利率冲击和股市冲击，故选择变量条件异方差作为金融冲击度量方法，详细见本部分金融冲击的GARCH度量计算。本文采用含股市冲击、货币冲击和汇率冲击的金融冲击[15]。

2.股权结构。股权结构的多少代表参与经营决策权有多少，本文股权结构是狭义定义，仅指股权集中度和股权制衡度两种维度代表的衡量指标，其中股权集中度用公司股东前三名持股比例和衡量；股权制衡度用第二名至第10名股东持股比例和衡量。

3.企业并购。选取国泰安深圳上市的A股并购重组数据，剔除以下数据：(1)剔除非并购类型数据，即债务重组类、股份回购类、资产置换类和资产剥离类；(2)剔除具有关联交易的上市公司数据；(3)剔除金融行业综合类上市公司；(4)剔除信息缺失的上市公司；(5)若当年发生多次并购行为，只选首次统计。由于企业并购行为为哑变量，若该年度企业发生并购行为则取1，未发生并购行为则取0。此外，进一步统计每个企业每年发生的并购频数作为稳健性检验。

4.控制变量。通过对已有文献分析，企业并购行为影响因素有很多，本文主要对企业资产、企业性质、资产负债率、经营性净现金流量比、托宾Q值、高管持股比例、高管背景和高管任期8个影响因素进行控制。具体解释见表1。

表1 相关变量解释说明

注：高管背景与高管任期中高管指公司董事长、总经理和财务总监，数据来源于国泰安和新浪财经。

(三)模型设计

由于企业并购行为属于二元属性，只有0或1两值，故采用二元Logit回归模型分析，构建的二元Logit回归模型，建立模型(1)：

β3GarchE+β4Concern+β5Balance+β6Size+

β7Liability+β8ONCR+β9TobinQ+β10Nature+

β11Shareh+β12Backg+β13Tenure+ε

(1)

其中，P为被解释变量，表示企业发生并购的概率；GarchS、GarchM、GarchE为金融冲击解释变量；Concern和Balance为股权结构解释变量；Size、Nature、Liability、ONCR、TobinQ、Shareh、Backg和Tenure为控制变量，∑βi为待估计参数，ε为误差项。由模型(1)可知，当自变量系数显著时，表明对企业并购发生的概率有显著影响：为正，则有促进企业并购行为的影响；为负，则说明有抑制企业并购行为的影响。

(四)金融冲击的GARCH度量计算

1.GARCH模型理论

GARCH模型是在ARCH模型基础上发展而来，ARCH模型强调t期条件方差只因时间而变，而对上期或前面任何各期均无关，而GARCH模型却认为t期条件方差不仅因时间而变，而且还是自回归函数，是建立在对过去波动率基础上的时间序列建模方法，能够较为准确地预测时间序列的波动性和相关性[16]。具体可通过式(2)加以区分：

(2)

(3)

由于GARCH模型能较清晰地刻画方差波动来源于随时间和自回归影响，因而用GARCH模型生成条件异方差来解释金融冲击具有较高精度。具体见走势图分析。

2.金融数据走势图

选取货币冲击(M2发行量)、汇率冲击(中美汇率)和股市冲击(上证A股指数)月度数据，作为金融冲击原始数据，原始金融数据走势图见图1；对原始金融数据进行GARCH处理后走势图见图2。

图1显示中国M2货币发行量逐年增加，较难看出具体在何时出现过较大货币发行量，即很难看出货币冲击发生在何时。图2经过GARCH处理后货币发行量却很容易看出，在2009年有一次较强的货币金融冲击，这与中国为刺激经济复苏在2008年底出台4万亿投资有关。图1显示人民币汇率逐年升值，直到16年后才有所贬值，图2汇率走势图却更加地清晰显示出，中国汇率波动较大出现在2008年、2016年和2017年，主要是由于金融次贷危机和中美贸易摩擦导致中美汇率波动较大。图1显示中国股市波动比较明显是在2008年和2015年左右，图2较清晰地显示股市冲击发生在2008年和2015年，这两年间中国股市均出现断崖式暴跌，较符合中国实际情况。综合来看，经过GARCH模型处理后的数据，其条件异方差代表金融冲击能够较好地拟合中国实际情形。

图2 GARCH处理后走势图

3.金融冲击年度数据

对于时间序列数据，为使分析结果有效，不至于出现伪回归，数据稳定性检验是前提。对GARCH模型处理后GARCHM、GARCHE和GARCHS月度数据进行单位根检验，结果见表2。

表2 GARCHM、GARCHE和GARCHS单位根检验

表2结果显示在显著性水平5%水平下金融冲击变量均通过单位根稳定性检验，进一步将月度数据平均转化得到年度数据，其目的是保持与其它变量同为年度分析数据。

四、实证检验

(一)描述性分析

为较清晰地看出金融冲击、股权结构、企业并购以及相关控制变量的数据分布，对14个变量进行描述性统计分析，描述性结果显示见表3。

表3显示，并购行为(YON)均值为0.54，标准差0.5，表明研究样本在样本期间12年里平均有6.48年企业会做出并购行为。股权集中度(Concern)均值为0.45，标准差0.15，说明研究样本股权集中程度未过于集中但极差偏大。股权制衡度(Balance)均值为0.18，标准差0.12，表明中国上市公司股权制衡较弱。在控制变量中，资产负债率(Liability)均值为0.48，表明研究样本总体上在资产与负债相当水平情况下进行经营但两端企业间差异较大。经营净现金比(ONCR)均值为0.05，表明企业预留给企业经营现金为每100元资产仅5元，显示出较低的留存现金，易引起资金链短缺。管理层持股比例(Shareh)均值为0.02，显示中国高管持有股票较低，较难激励管理层与股东目标一致。高管学历(Backg)和高管任期(Tenure)均值分别为3.36和4.25，表明中国高管平均学历在本科与硕士之间，高管任期较为稳定，平均能达到4.25年，远大于一般任期3年。

表3 金融冲击、股权结构与企业并购描述性统计

(二)相关性分析

为初步表明金融冲击、股权结构与企业并购间关系，对所有变量进行相关性分析，相关性结果显示见表4(仅显示各变量与因变量的相关性结果)：

表4 金融冲击、股权结构与企业并购相关性分析

注：***，**，*分别表示在1%、5%和10%水平下显著。

表4初步表明股市冲击、汇率冲击、股权制衡度与企业并购行为显著正相关，股权集中度与企业并购行为显著负相关，而货币冲击对企业并购行为无影响；控制变量方面，企业资产、资产负债率、托宾Q值、管理层持股、高管背景以及高管任期均与企业并购行为存在显著正相关，而经营净现金比和企业性质与并购行为显著负相关。表4还显示金融冲击、股权结构以及其它控制变量均与企业并购行为相关系数较小，表明影响并购的因素众多。进一步以TobinQ作为因变量对其余变量做共线性检验，其VIF值均在1～10间，表明模型不存在多重共线性问题。

(三)回归分析

1.股权结构与企业并购行为回归检验

为分析股权结构对企业并购行为是否有影响，对股权结构和企业并购行为进行Logit回归，同时进一步细分数据，将全样本数据按企业性质分为国企和非国企，以资产负债率中位数划分高负债水平和低负债水平，回归结果显示见表5。

表5显示全样本中股权集中度与企业并购行为显著负相关(β1=-0.013，P<0.000)和股权制衡度与企业并购行为显著正相关(β2=0.018，P<0.000)，表明股权集中度越低和股权制衡度越高，企业越易发生并购行为，这支持了假设2成立(股权集中度与企业并购行为显著负相关，而股权制衡度与企业并购行为显著正相关)。企业性质与企业并购行为具有显著负相关(β3=-0.315，P=0.001)，表明企业性质是国有企业，其发生并购行为的可能性就越小，非国有企业发生并购行为的可能性则更大。此外，非国企的资产负债率、托宾Q值和高管教育背景会显著促进企业并购行为发生，而在国企却无显著性，表明资产负债率和经营业绩托宾Q值以及高管学历背景只影响非国企并购行为发生，而在国企并购上无促进作用。

表5 股权结构与企业并购行为回归结果

注：***，**，*分别表示在1%、5%和10%水平下显著。

2.金融冲击、股权结构与企业并购行为回归检验

前面探讨了股权结构对企业并购行为影响情形，这部分将继续增加金融冲击变量，进一步探讨金融冲击、股权结构对企业并购行为的影响情况。金融冲击、股权结构与企业并购行为回归结果见表6。

表6全样本回归模型显示增加金融冲击自变量后，原有的股权结构对企业并购的影响并未发生变化，即股权集中度与企业并购行为显著负相关，股权制衡度与企业并购行为显著正相关，企业性质与企业并购行为显著负相关，此外，全样本回归模型还显示股市冲击与企业并购行为有显著正相关(β1=18.97，P<0.000)，货币冲击与企业并购行为显著正相关(β2=63.26，P=0.016)，而汇率冲击对企业并购行为有正向冲击但不显著(β3=63.23，P=0.173)，表明股市冲击和货币冲击越大，企业越易发生并购行为，这部分支持了假设1成立(在保证其它控制变量不变情况下，企业面临的金融冲击越激烈并购行为越明显)。

表6 金融冲击、股权结构与企业并购行为回归结果

注：***，**，*分别表示在1%、5%和10%水平下显著。

在分组回归中，金融冲击中的货币冲击对非国有企业并购行为有显著正向影响(β4=73.27，P=0.047)，而对国有企业无显著性(β5=51.92，P=0.165)；汇率冲击对高负债水平并购行为显著正向影响(β6=125.05，P=0.057)，而在低负债水平下无显著影响(β7=21.45，P=0.747)。此外，资产负债率、托宾Q值和高管教育背景依旧仅对非国企有影响。

3.股权结构在金融冲击影响企业并购过程中的中介作用检验

为进一步挖掘金融冲击、股权结构与企业并购三者间关系，本文将股权结构的股权集中度和股权制衡度作为中间变量，进一步探究股市冲击、货币冲击以及汇率冲击是否存在通过股权集中度或股权制衡度来影响企业并购的中介传递效应。使用Sobel检验法检验股权结构是否存在中介效应。经整理后结果显示见表7。

表7 Sobel中介效应检验结果

注：由于表6全样本显示汇率冲击对企业并购行为无显著性影响，故未显示汇率冲击的中介效应检验。

表7Sobel检验结果显示，股权制衡度在货币冲击对并购行为的影响过程中发挥了强中介效应，而在股市冲击对企业并购行为的影响过程中仅发挥了弱中介传递效应；股权集中度则并未检验出中介效应。由于股权制衡度在货币冲击对并购行为的影响过程中发挥了强中介效应，这部分支持了假设3成立(股权结构在金融冲击对企业并购的影响过程中发挥中介效应)。

(四)稳健性检验

为确保本文研究变量没有随机趋势或时间趋势，导致伪回归问题，伪回归是指自变量与因变量并没有真正联系，而是由于二者同时随时间有向上或向下变动趋势而产生显著回归，对本文结果进行稳健性检验。本文做了如下稳健性检验：一是从数据出发，通过增加数据以判断回归结果是否稳定，选取一部分上交所上市的A股公司来检验稳健性；二是从变量出发，重新定义股权集中度和股权制衡度计算方法来检验回归结果稳健性，股权集中度由前两名股东持股比例和计量，股权制衡度由第三名至第八名股东持股比例和来计量；三是使用企业每年发生的并购频数作为因变量重复做回归分析。稳健性回归结果均显示各变量系数符号和显著性与本文的回归结果相同，只是变量系数和t值稍微上下波动。因此，三种方法均表明原回归结果结论是稳健的。

五、结论与启示

本文以深圳A股上市公司数据为研究样本，检验金融冲击和股权结构是否会影响企业并购行为。对于不同性质的企业，这种影响会不会有所不同以及金融冲击和股权结构影响企业并购的机理是什么。研究表明：股市冲击、货币冲击及股权制衡度对企业并购行为具有显著促进作用，而股权集中度对企业并购行为具有显著抑制作用；货币冲击对非国有企业并购行为有显著正向影响而对国有企业无显著性影响，汇率冲击对高负债水平并购行为显著正相关，而在低负债水平下无显著影响；股权结构在金融冲击对企业并购影响过程中扮演部分中介传递效应。

本文的研究丰富了国内外金融冲击、股权结构与企业并购的研究文献，有助于我们了解金融冲击和股权结构调整产生的经济后果，启示政策制定者在推出经济政策、货币政策和金融政策过程中，不仅要关注政策本身对实体经济可能带来产出市场波动，更要关注股市和货币等金融冲击对企业并购行为的影响。