政府干預對上市企業(yè)異地同地并購可能性和績效的影響

程曉彤

(武漢大學，湖北 武漢 430070)

?

政府干預對上市企業(yè)異地同地并購可能性和績效的影響

程曉彤

(武漢大學，湖北 武漢 430070)

以上市企業(yè)2010年至2013年間發(fā)生的并購事件為樣本，研究政府干預對上市企業(yè)實施異地并購的可能性的影響，同時將樣本區(qū)分為同地并購和異地并購兩個對比組，探索政府干預對這兩種不同類型的并購績效的影響。研究發(fā)現(xiàn)：在政府干預下，上市企業(yè)較少進行異地并購，較多進行同地并購；在其他條件一定的情況下，對于上市企業(yè)實施異地并購，政府干預的程度越高，上市企業(yè)并購發(fā)生后第一年的績效越差。

企業(yè)并購；政府干預；異地并購；并購績效

0 引言

并購是企業(yè)實施對外擴張和資源整合戰(zhàn)略的重要手段(Birkinshaw et al.，1998)[1]。伴隨著世界并購浪潮的涌現(xiàn)和中國資本市場的發(fā)展，中國企業(yè)的并購重組數(shù)量逐年上升，并購成為資本市場中重要的話題之一。

由于西方國家的資本市場發(fā)展比較成熟，企業(yè)并購行為往往是自發(fā)的、市場化的。而我國目前正處于經(jīng)濟轉(zhuǎn)軌時期，資本市場起步晚、發(fā)展慢，同時在具有中國特色的市場經(jīng)濟體制下，政府具有管理者和所有者的雙重身份。曹向等(2013)研究表明，我國企業(yè)的經(jīng)濟活動普遍受到政府干預[2]。所以，政府干預是我國企業(yè)并購的一個重要特征。有學者對2008年發(fā)生的并購事件進行了調(diào)查，結(jié)果表明上市公司中84%的企業(yè)具有政府背景，即政府直接或間接地對這些企業(yè)進行了控制。

國內(nèi)外學者在企業(yè)并購績效方面已經(jīng)作了很多研究。陳四清(2006)認為由于我國政府的經(jīng)濟管理者和國有資產(chǎn)所有者這兩種身份同時存在，因此，在干預市場化并購時導致大量的低效并購[3]。方軍雄(2008)以不同所有制性質(zhì)的企業(yè)為研究對象，對在地方政府干預情況下這些企業(yè)所做的并購決策進行研究，最終發(fā)現(xiàn)在政府干預下，地方控制企業(yè)更多地做出本地并購的決策，而中央控制企業(yè)可以不受地方政府干預的限制，實現(xiàn)異地并購；同時在多元化并購上，地方政府控制的企業(yè)與其他企業(yè)相同，更多地實施多元化類型的并購，而中央政府控制的企業(yè)卻顯著地較少實施無關(guān)多元化并購[4]。方軍雄(2009)還發(fā)現(xiàn)，由于地方政府具有地方保護主義的傾向，致使同一省份內(nèi)的同地并購數(shù)量顯著高于不同省份之間的異地并購數(shù)量[5]。潘紅波等(2008)研究了地方國有上市企業(yè)收購非上市企業(yè)的并購事件，旨在研究地方政府干預對地方國有企業(yè)并購績效的影響。發(fā)現(xiàn)對于盈利的地方國有上市企業(yè)，政府干預對企業(yè)并購績效影響為負；而對于虧損的地方國有上市企業(yè)，政府干預對企業(yè)并購績效影響為正[6]。潘紅波等(2011)研究還發(fā)現(xiàn)地方國企進行異地并購與同地并購相比會導致負面的市場反應，并通過對比地方國企與民營企業(yè)，發(fā)現(xiàn)民營企業(yè)異地并購的概率明顯高于地方國有企業(yè)，這一研究結(jié)果表明政府對國有企業(yè)主要扮演支持之手的角色[7]。于淞(2010)通過對滬、深股市的相關(guān)并購事件進行研究，發(fā)現(xiàn)在地方政府干預下，并購后企業(yè)績效會有一定的短期正效應，即在并購當年績效有所上升，但在并購1年后出現(xiàn)負效應，并購績效會大幅度下降；非地方政府干預的企業(yè)并購績效在并購當年有所上升，且并購后1年能保持大幅度的業(yè)績增長[8]。田滿文(2012)通過研究各級政府干預對并購績效的影響，發(fā)現(xiàn)上市的民營企業(yè)的并購績效最高，隨著從中央到各省、市、縣政府干預的逐級加強，企業(yè)并購的績效依次遞減。因此，政府干預對企業(yè)并購績效存在負面影響[9]。

通過以上大量的文獻閱讀可以發(fā)現(xiàn)，關(guān)于政府干預與企業(yè)并購績效的關(guān)系，國內(nèi)學者從不同的角度進行研究，所得到的結(jié)果不盡相同。政府干預是否一定對企業(yè)并購績效有負面的影響需要進一步進行檢驗。鑒于目前國內(nèi)關(guān)于企業(yè)并購的研究現(xiàn)狀，本文選取了一個研究相對比較少的角度進行探索。以2010年至2013年間的215起上市企業(yè)并購事件為樣本，檢驗在政府干預下企業(yè)進行異地并購的可能性。通過研究發(fā)現(xiàn)，政府干預對上市企業(yè)進行異地并購的可能性有負影響。上市公司所進行的異地并購行為更多地體現(xiàn)了企業(yè)的市場化行為。政府干預的程度越高，上市企業(yè)進行異地并購的可能性越小，這一結(jié)果說明地方政府對上市公司并購行為的支持具有一定的地域特征，政府更傾向于用本地企業(yè)吸收本地的優(yōu)質(zhì)企業(yè)，從而促進當?shù)亟?jīng)濟的發(fā)展，進一步滿足政府的政策性負擔和政府官員的政績需求。

本文進一步研究了政府干預對上市企業(yè)同地并購、異地并購后企業(yè)績效的影響。通過研究發(fā)現(xiàn)，在其他條件一定的情況下，對于上市企業(yè)實施異地并購，政府的干預程度越高，上市企業(yè)在并購后第一年的績效越差。這說明目前跨地區(qū)并購并沒有起到應有的改善公司績效的效果，原因可能在于，在政府干預下，企業(yè)并購行為并不是出于利益最大化的目的，而是出于滿足政治負擔等目的而進行的，所以導致了并購后企業(yè)績效不增反降的結(jié)果。

1 理論分析與研究假設

從中國目前的實際情況來看，以市場主導來配置資源，在此基礎上政府會對其實施有限干預。從近年來發(fā)生的眾多并購事件可以發(fā)現(xiàn)，相當一部分并購雙方企業(yè)在并購時本身并沒有強烈的并購動機，這是因為這些企業(yè)的并購行為往往是出于政府部門的意愿。為什么地方政府干預存在于上市企業(yè)的并購決策中，目前有很多動機理論解釋此現(xiàn)象的存在。

1.1 我國經(jīng)濟體制的需要

企業(yè)并購行為作為一種特殊的商品交易，市場機制在其中起著重要的主導作用。在完善的資本市場中，并購往往是企業(yè)的自身行為，具有高度的市場化，政府不需要也沒有必要對其進行大量的干預。但是我國正處于經(jīng)濟體制轉(zhuǎn)軌時期，企業(yè)并購又是一種復雜的商業(yè)行為，其本身具有極大的風險，市場失靈的存在使得政府干預成為必要。正如前文所述，并購是經(jīng)濟資源優(yōu)化配置的過程，從理論上來看，并購是一條使企業(yè)發(fā)展成長的快速途徑。但是難免會出現(xiàn)市場失靈的情況，這時政府需要承擔社會責任，對有可能導致壟斷的行為進行約束，盡量做到維護各方利益。所以，政府具有參與企業(yè)重大事項決策如并購重組事項等的動機。

1.2 地方政府具有一定的政策性負擔

我國經(jīng)歷了從計劃經(jīng)濟到市場經(jīng)濟的轉(zhuǎn)變，在這個過程中，政府權(quán)力經(jīng)歷了集權(quán)到分權(quán)的變化，一些社會目標例如養(yǎng)老、就業(yè)情況衡量指標等也自然地落在了地方政府的頭上，因此，地方政府對干預當?shù)仄髽I(yè)并購活動具有強烈動機。Lin et al.(1998)認為，經(jīng)濟轉(zhuǎn)型中的國有企業(yè)承擔了政府(如經(jīng)濟發(fā)展戰(zhàn)略、就業(yè)、社會養(yǎng)老、社會穩(wěn)定等)多重目標，這是國企面臨的一個重要的問題，這種問題的存在使得國有企業(yè)不得不承擔一定的政策性負擔[10]。趙勇等(2000)認為，異地并購發(fā)生后，被并企業(yè)所在地的經(jīng)濟發(fā)展、雇傭狀況等會因為被并購企業(yè)控制權(quán)的轉(zhuǎn)移而受到影響。如果是同地并購，這種調(diào)整不會對當?shù)氐慕?jīng)濟發(fā)展產(chǎn)生重大影響；但如果是異地并購，那么獲得控制權(quán)的異地主并企業(yè)就有可能通過調(diào)整企業(yè)政策損害被并購企業(yè)當?shù)卣睦鎇11]。所以，地方政府更多地希望并購事件發(fā)生在本地企業(yè)之間，而盡量地避免外地企業(yè)對本地的優(yōu)質(zhì)企業(yè)進行并購。曾慶生等(2006)也認為國有控股公司的社會性負擔要比非國有控股公司的政策性負擔多[12]。由此可見，地方政府的政策性負擔是政府干預的動機之一，政府往往會根據(jù)地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展需要對企業(yè)的并購予以干預。

1.3 滿足地方官員事業(yè)上晉升的考核要求

在我國，地方官員的晉升往往與其所在地的經(jīng)濟績效指標掛鉤，如當?shù)谿DP增長率、一般預算收入、稅收收入等指標。從晉升的考核要求來看，經(jīng)濟指標良好的地區(qū)往往體現(xiàn)了該地官員出色的政治業(yè)績。所以為了達到晉升的考核要求，官員可能對企業(yè)的并購行為進行干預，通過“引稅”提高本地區(qū)的財政收入等行為是普遍存在的。

基于以上分析，本文提出如下假設：

假設1：在其他條件不變的情況下，政府干預程度越大，上市企業(yè)實施異地并購的可能性越小。

假設2：在其他條件不變的情況下，對于上市企業(yè)實施異地并購，政府干預程度越大，上市企業(yè)并購績效越差。

2 研究設計及數(shù)據(jù)來源

2.1 模型設定與變量定義

為了檢驗假設1，本文將待檢驗的回歸模型設定為：

Y=α+β1GC+β2Size+β3ROA+β4Age+β5Growth+β6Leverage+∑γjYearj+∑λkIndustryk+ε

(1)

表1 主要的變量定義

其中，Y是被解釋變量，表示企業(yè)進行異地并購的啞變量，若并購雙方的注冊地屬于不同的省份，則Y取值為1，否則為0。

在模型(1)中，GC是主要的解釋變量，即政府干預程度。胡向婷等(2005)在研究時指出，從保護稅基的角度出發(fā)，企業(yè)所得稅占一般預算收入的比重可以用來度量政府保護的強度。原因在于企業(yè)所得稅是地方企業(yè)對地方財政收入的主要貢獻，同時稅收是中央對地方政府政績考核的指標之一[12]。因此，本文用企業(yè)所得稅占一般預算收入的比重來衡量政府干預程度。

如表1所示，除主要解釋變量以外，為了保證模型的準確性，參考已有文獻(方軍雄，2008)[5]，對以下變量進行控制：Size表示企業(yè)規(guī)模，定義為企業(yè)并購年度資產(chǎn)負債表中資產(chǎn)總額的自然對數(shù)；ROA表示企業(yè)的盈利能力，定義為凈利潤與總資產(chǎn)余額的比值；Leverage表示企業(yè)償債能力，定義為總負債與總資產(chǎn)的比值；Growth表示企業(yè)成長性，定義為營業(yè)收入的增長率；Age表示企業(yè)上市年齡，定義為并購發(fā)生年份與主并企業(yè)上市年份的差額。最后，將年度啞變量Year和主并企業(yè)所在行業(yè)啞變量Industry加入模型。其中行業(yè)的劃分以國泰安數(shù)據(jù)庫中標注的證監(jiān)會行業(yè)代碼為標準。

為了檢驗假設2，將待檢驗的回歸模型設定為：

T=χ+δ1Y+δ2GC+δ3Y*GC+δ4Size+δ5Type+δ6Age+∑γjYearj+∑λkIndustryk+ε

(2)

其中，T是被解釋變量，表示主并企業(yè)的并購績效，定義為市值與資產(chǎn)總計的比值，即托賓Q。

在模型(2)中，Y*GC是兩個變量相乘后得到的交互項，是該模型中主要的解釋變量。其中Y表示政府異地并購的啞變量，GC表示政府干預程度。交互項反應這兩個變量共同對被解釋變量T是否有顯著影響。

如表2所示，除主要解釋變量以外，還有很多因素會對企業(yè)的并購績效產(chǎn)生影響，參考已有文獻(王鳳榮等，2008)[13]，將以下變量作為控制變量：Size表示企業(yè)規(guī)模，定義為企業(yè)并購年度資產(chǎn)負債表中資產(chǎn)總額的自然對數(shù)；Type表示企業(yè)并購類型的啞變量，若并購類型為相關(guān)并購，則數(shù)值取1，否則取0；Age表示企業(yè)上市年齡，定義為并購發(fā)生年份與主并企業(yè)上市年份的差額。最后，將年度啞變量Year和主并企業(yè)所在行業(yè)啞變量Industry加入模型。其中行業(yè)劃分以國泰安數(shù)據(jù)庫中標注的證監(jiān)會行業(yè)代碼為標準。

表2 主要的變量定義

2.2 樣本的選取

選取2010年至2013年期間上市企業(yè)發(fā)生的并購事件為研究樣本，所有數(shù)據(jù)來源于國泰安數(shù)據(jù)庫(CSMAR)，其中上市企業(yè)的并購信息來源于公司研究系列數(shù)據(jù)庫中中國上市企業(yè)并購重組研究子庫；財務數(shù)據(jù)來源于公司研究系列數(shù)據(jù)庫中中國上市企業(yè)財務指標分析子庫；財政數(shù)據(jù)來源于經(jīng)濟研究系列數(shù)據(jù)庫中中國區(qū)域經(jīng)濟研究子庫。同時，將買方、賣方注冊地所在省份信息通過并購時企業(yè)發(fā)布的并購重組公告予以確認。

根據(jù)研究需要，按照以下方法對原始數(shù)據(jù)進行處理：

(1)保留原始數(shù)據(jù)中主并企業(yè)為上市公司的企業(yè)；

(2)剔除企業(yè)性質(zhì)為央企的企業(yè)；

(3)剔除買賣雙方注冊地為非中國的數(shù)據(jù)；

(4)剔除交易不成功的數(shù)據(jù)；

(5)根據(jù)本文對并購績效研究的需要，剔除財務數(shù)據(jù)不全的企業(yè)；

(6)由于并購數(shù)據(jù)本身較多，若同一家企業(yè)一年內(nèi)出現(xiàn)多次不同類型并購，該樣本予以剔除。

中央企業(yè)是由中央政府監(jiān)督管理的國有企業(yè)，作為長期以來國民經(jīng)濟的中流砥柱，與其他企業(yè)相比性質(zhì)較為特殊。這樣特殊的背景使得央企不會受到地方政府干預的作用，而是直接受中央政府監(jiān)督管理，所以本文在選擇樣本時將該類型上市企業(yè)予以剔除。

經(jīng)過篩選，并根據(jù)證券代碼、注冊地省份、年份關(guān)鍵字將各個數(shù)據(jù)庫的數(shù)據(jù)進行匹配，最終本文獲得了從2010年到2013年間中國滬深股市215家上市企業(yè)發(fā)生并購的研究樣本數(shù)據(jù)。根據(jù)買方、賣方企業(yè)注冊地所在省份信息相同和不同，將其區(qū)分為同地并購和異地并購；其中同地并購的企業(yè)并購樣本數(shù)為115起，異地并購樣本數(shù)為100起。

表3 樣本年度分布

3 實證檢驗結(jié)果及分析

3.1 變量的描述性統(tǒng)計

本文對所使用的變量進行描述性統(tǒng)計，統(tǒng)計情況如表4所示。

表4 全部樣本變量的描述性統(tǒng)計

表5 同地并購樣本變量的描述性統(tǒng)計

表6 異地并購樣本變量的描述性統(tǒng)計

表4是全部樣本變量的描述性統(tǒng)計，從表中可以看出變量GC(政府干預)平均值為0.145。表5和表6是將樣本數(shù)據(jù)按照同地并購、異地并購分組后進行的描述性統(tǒng)計，可以看出變量GC(政府干預)同地并購樣本均值為0.138，低于總體均值0.145；而異地并購樣本均值為0.154，高于總體均值0.145。這種差異說明政府對上市企業(yè)異地并購決策的干預要大于同地并購。

3.2 回歸結(jié)果分析

3.2.1 政府干預對不同類型企業(yè)并購的影響

表7表示的是研究變量的相關(guān)系數(shù)矩陣。從表中可以看出，上市企業(yè)并購的區(qū)域特征與政府干預強度具有較強的相關(guān)性，由此看來，假設1在一定程度上得到了支持。

表7 研究變量的相關(guān)系數(shù)矩陣

注：*、**、***分別表示10%、5%、1%統(tǒng)計水平下顯著。

表8 政府干預對上市企業(yè)異地并購可能性影響的實證結(jié)果

注：括號內(nèi)的數(shù)字報告的是p值，*、**、***分別表示10%、5%、1%統(tǒng)計水平下顯著。

雖然相關(guān)系數(shù)矩陣分析在一定程度上表明，在上市企業(yè)并購中的主并公司在選擇同地并購還是異地并購時與政府干預間存在一定的相關(guān)關(guān)系，但是由于并購行為是一種復雜的商業(yè)行為，在沒有控制其他因素可能產(chǎn)生影響的情況下，變量兩兩之間的相關(guān)性并不能代表模型的情況，所以并不能明確肯定政府干預對企業(yè)同地并購異地并購具有顯著影響。因此，接下來用Logistic模型對變量進行檢測。為了進一步深入分析，運用模型(1)對假設1進行實證檢驗。

表8顯示了在其他條件一定的情況下，政府干預對上市企業(yè)實施異地并購可能性影響的回歸結(jié)果。通過控制財務指標、公司規(guī)模、年份、行業(yè)等一系列其他影響因素，政府干預變量GC系數(shù)為-8.136，在5%的水平上顯著為負。這說明，在存在政府干預的情況下，本地上市企業(yè)會更少地實施異地并購，更多地實施同地并購，假設1得到進一步的驗證。從實證結(jié)果還可以看出，上市企業(yè)的資產(chǎn)規(guī)模越大，進行異地并購的可能性越大，原因可能在于通過異地并購可以獲得更多的資源，實現(xiàn)市場資源的優(yōu)化配置。同時，上市企業(yè)上市時間越久，進行異地并購的可能性越小，可能的原因在于時間越久政府對企業(yè)了解程度越深，進行干預的程度越大。而對于上市企業(yè)來說，企業(yè)的總資產(chǎn)收益率越高、營業(yè)收入增長率越高、資產(chǎn)負債率越高，進行異地并購的可能性越小，這說明通過本地并購更容易形成企業(yè)的集合，從而達到快速提高企業(yè)價值的目標。

3.2.2 政府干預對兩種不同類型企業(yè)并購績效的影響

眾所周知，企業(yè)的財務指標有很多，國內(nèi)學者在研究企業(yè)并購績效時為了避免單一財務指標導致的結(jié)果不準確，大部分會采用一組財務指標，并根據(jù)各個指標的重要性程度不同賦予不同的權(quán)重，根據(jù)重要程度的不同進行打分，從而得到一個反映企業(yè)績效的總分數(shù)，使得這個分數(shù)盡量達到準確反映企業(yè)并購績效的結(jié)果。但由于作者水平和時間限制，故不采用數(shù)量較多且繁雜的財務指標對企業(yè)績效進行衡量，而是選用反映企業(yè)產(chǎn)業(yè)績效的托賓Q指標來反映企業(yè)的并購績效。在國際上，普遍采用托賓Q值來作為衡量公司績效的變量。于淞(2010)研究表明，托賓Q值是具有經(jīng)濟學分析意義的，同時驗證了用托賓Q值來衡量企業(yè)并購績效是有理論意義的[8]。

表9 研究變量的相關(guān)系數(shù)矩陣

注：*、**、***分別表示10%、5%、1%統(tǒng)計水平下顯著。

本文首先研究了政府干預對上市企業(yè)同地并購異地并購事件發(fā)生對當年的績效的影響，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，解釋變量對于并購當年績效的影響并不顯著，故嘗試研究其對并購發(fā)生后1年的績效的影響。通過表9可以看出，上市企業(yè)并購后第1年的企業(yè)績效與政府干預和并購區(qū)域特征的交互項具有較強的相關(guān)性，表明政府干預和并購區(qū)域特征可能會影響企業(yè)績效。雖然相關(guān)系數(shù)矩陣分析同樣在一定程度上表明了政府干預對企業(yè)并購績效存在一定的相關(guān)關(guān)系，但是由于并購行為是一種復雜的商業(yè)行為，所以在沒有控制其他因素可能產(chǎn)生的影響的情況下，并不能明確肯定政府干預對企業(yè)同地并購異地并購具有顯著影響。因此，下面進一步用多元回歸模型進行檢測。

表10顯示了在其他條件一定的情況下，政府干預對上市企業(yè)同地并購、異地并購發(fā)生后第一年企業(yè)績效影響的回歸結(jié)果。在控制公司規(guī)模、并購類型、年份、行業(yè)等一系列其他影響因素后，從得到的結(jié)果可以看出Y*GC在1%的水平上顯著為負。這一結(jié)果很好地說明了在其他條件一定的情況下，對于在政府干預存在的情況下上市企業(yè)進行的異地并購，政府的干預程度會對企業(yè)并購后第1年的績效產(chǎn)生負面影響，具體來說，政府干預程度越大，企業(yè)并購后第一年的企業(yè)績效越低，假設2得到很好的驗證。

表10 政府干預對上市企業(yè)異地并購績效影響的實證結(jié)果

注：括號內(nèi)的數(shù)字報告的是p值，*、**、***分別表示10%、5%、1%統(tǒng)計水平下顯著。

從實證結(jié)果可以看出，對于地方政府干預較強的企業(yè)，在進行異地并購后，上市企業(yè)的績效并沒有得到理想的改善，這也驗證了前面本文關(guān)于政府干預企業(yè)并購動機的思考。

3.3 穩(wěn)健性檢驗

為了防止異常值的存在對回歸結(jié)果造成不良影響的情況出現(xiàn)，本文首先對樣本中所有連續(xù)變量進行1%和99%的winsorize處理。在消除了樣本變量極端值的影響后，重新對上文中的兩個模型進行回歸分析，回歸結(jié)果與上文無明顯差異。同時，用政府無償撥付作為主要變量政府干預的替代變量，對模型重新進行回歸，發(fā)現(xiàn)變量回歸系數(shù)符號與上文主要結(jié)果一致，再次印證了假設1和假設2的成立。以上檢驗說明本文的研究結(jié)論具有穩(wěn)健性。

4 結(jié)論和啟示

盡管地方政府干預是我國目前企業(yè)并購不可避免的一大特征，但是從并購后的企業(yè)績效來看，很大一部分的并購行為并沒有達到其預期的效果。正是這種政府干預特征的存在，使得上市企業(yè)沒有得到其在市場中應有的權(quán)利，造成了上市公司并購后的企業(yè)績效不增反降，這種結(jié)果可以說明政府對上市企業(yè)并購決策的干預在一定程度上阻礙了企業(yè)的發(fā)展，嚴重的甚至還加重了企業(yè)的負擔。

通過以上的理論分析和實證研究，我們應該認識到政府的過度干預行為對企業(yè)并購績效是具有反面作用的。各級地方政府應該保障企業(yè)的自主決定權(quán)，盡量做到將上市企業(yè)的并購行為市場化，減少自身對市場主體的干預，避免為了單純滿足自身政治目標和政績需求而對上市企業(yè)的并購行為進行不理性的干預。

[1] J.Birkinshaw,N.Hood,S.Jonsson.Building firm-specific advantages in multinational corporations:the role of subsidiary initiative[J].Strategic Management Journal,1998,19(3):221-241.

[2] 曹向,匡小平,劉俊.管理者過度自信、政府干預與商業(yè)信用[J].經(jīng)濟經(jīng)緯,2013,(1):109-114.

[3] 陳四清.企業(yè)并購中的政府行為定位[J].商業(yè)時代,2006,(7):53-54.

[4] 方軍雄.市場分割與資源配置效率的損害——來自企業(yè)并購的證據(jù)[J].財經(jīng)研究,2009,35(9):36-47.

[5] 方軍雄.政府干預、所有權(quán)性質(zhì)與企業(yè)并購[J].管理世界,2008,(9):118-123.

[6] 潘紅波,夏新平,余明桂.政府干預、政治關(guān)聯(lián)與地方國有企業(yè)并購[J].經(jīng)濟研究,2008,(4):41-52.

[7] 潘紅波,余明桂.支持之手、掠奪之手與異地并購[J].經(jīng)濟研究,2011,(9):108-120.

[8] 于淞.地方政府干預對企業(yè)并購績效的研究影響[D].蘇州:蘇州大學,2010.

[9] 田滿文.政府干預、終極控制人變更與并購價值效應評價[J].財經(jīng)科學,2012,(6):18-24.

[10] J.Lin,F.Cai,Z.Li.Competition,policy burdens, and state-owned enterprise reform[J].American Economic Review,1998,88(2):422-427.

[11] 趙勇,朱武祥.上市公司兼并收購可預測性[J].經(jīng)濟研究,2000,(4):19-25.

[12] 胡向婷,張璐.地方保護主義對地區(qū)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的影響——理論與實證分析[J].經(jīng)濟研究,2005,(2):102-112.

[13] 王鳳榮,高飛.政府干預、企業(yè)生命周期與并購績效——基于我國地方國有上市公司的經(jīng)驗數(shù)據(jù)[J].金融研究,2012,(12):137-150.

The Effects of Local Government Intervention on the Possibilityand the Performance of Inter-Province and Intra-Province Mergers

CHENGXiao-tong

(WuhanUniversity,Wuhan430070,China)

Using a sample of mergers and acquisitions with local government controlling acquirers from 2010 to 2013, this paper examines the effects of local government intervention on the possibility of inter-province mergers. At the same time, the samples were divided into two groups of inter-province mergers and intra-province mergers, thus examine the effects of local government intervention on the performance of local government controlled acquirers. This paper finds that the local government intervention has a negative impact on the possibility of inter-province mergers. Besides, it also finds that the local government intervention has a negative impact on the performance of inter-province mergers acquirers, while a positive impact on the performance of intra-province mergers acquirers.

mergers and acquisitions; government intervention; inter-Province mergers; industrial performance

2017-03-10

程曉彤(1993-)，女，武漢大學經(jīng)濟與管理學院碩士研究生，研究方向：公司財務。

F224

A

1674-3229(2017)02-0056-06