國(guó)有資本收益上繳與企業(yè)并購(gòu)決策：基于中央企業(yè)集團(tuán)的證據(jù)*

劉麗華，孔東民

一、引 言

自2020年以來(lái)，新冠肺炎疫情對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展產(chǎn)生了巨大的沖擊，同時(shí)，大規(guī)模的“減稅降費(fèi)”使得各級(jí)財(cái)政收支都面臨著較大的平衡壓力，在此背景下，迫切需要通過(guò)拓展財(cái)政資金來(lái)源以緩解財(cái)政壓力，其中提高國(guó)有企業(yè)利潤(rùn)上繳的幅度便是開(kāi)源的一個(gè)有效渠道。國(guó)務(wù)院總理李克強(qiáng)曾在2019 年《政府工作報(bào)告》中指出要“增加特定國(guó)有金融機(jī)構(gòu)和央企上繳利潤(rùn)”。然而，我們還應(yīng)該認(rèn)識(shí)到，央企上繳利潤(rùn)的行為不僅會(huì)影響財(cái)政收入，該行為還會(huì)通過(guò)集團(tuán)網(wǎng)絡(luò)對(duì)其控制的公司并購(gòu)行為產(chǎn)生重要的影響。豐富該領(lǐng)域的研究是我國(guó)國(guó)企利潤(rùn)分配制度改革的重大命題之一。

并購(gòu)被認(rèn)為是企業(yè)快速成長(zhǎng)和發(fā)展壯大的重要手段之一，上市公司通過(guò)并購(gòu)競(jìng)爭(zhēng)對(duì)手進(jìn)而實(shí)現(xiàn)擴(kuò)張可能為企業(yè)帶來(lái)收益，提高企業(yè)價(jià)值。但是并購(gòu)也可能被管理者視為規(guī)模擴(kuò)張的重要方式，為了謀取私利構(gòu)建帝國(guó)，進(jìn)而對(duì)企業(yè)價(jià)值帶來(lái)負(fù)面的影響①由于如下兩方面的因素的存在使得通過(guò)并購(gòu)進(jìn)行盲目擴(kuò)張的現(xiàn)象在我國(guó)國(guó)有企業(yè)中尤為突出：一是我國(guó)國(guó)有企業(yè)存在“出資人缺位”的現(xiàn)象，同時(shí)代理問(wèn)題較為嚴(yán)重，管理者更有動(dòng)機(jī)一味地追求做大企業(yè)，因此存在盲目擴(kuò)張的趨勢(shì)，投資決策缺乏科學(xué)依據(jù)；二是國(guó)有企業(yè)有明顯的資金優(yōu)勢(shì)，為管理者盲目投資提供了有力的支持。。國(guó)家發(fā)改委宏觀經(jīng)濟(jì)研究院的“深化中央企業(yè)改革”課題組于2007 年發(fā)布了總結(jié)評(píng)析中國(guó)國(guó)企改革的報(bào)告，報(bào)告指出當(dāng)時(shí)的國(guó)有企業(yè)改革存在許多誤區(qū)，國(guó)有企業(yè)以盈利能力強(qiáng)為由進(jìn)行了盲目的擴(kuò)張，最終形成了在競(jìng)爭(zhēng)性領(lǐng)域“與民爭(zhēng)利”的現(xiàn)象①資料來(lái)源：http：//www.xiancn.com/gb/wbguide/2007-11/19/content_1377302.htm。。深圳創(chuàng)新發(fā)展研究院于2017年4月7日發(fā)布的《2016中國(guó)改革報(bào)告》也指出目前我國(guó)國(guó)有企業(yè)改革存在內(nèi)部機(jī)制不靈和外部盲目擴(kuò)張兩大問(wèn)題。在解決這兩大問(wèn)題時(shí)，應(yīng)該先重點(diǎn)關(guān)注和解決國(guó)有企業(yè)盲目擴(kuò)張的問(wèn)題，將國(guó)有企業(yè)從沒(méi)有競(jìng)爭(zhēng)力的領(lǐng)域中退出來(lái)②資料來(lái)源：https：//www.yicai.com/news/5262140.html。。

那么如何限制國(guó)有企業(yè)進(jìn)行盲目擴(kuò)張？影響企業(yè)擴(kuò)張的因素有哪些？大量的文獻(xiàn)從以下幾個(gè)方面分析和探討了企業(yè)并購(gòu)的決定因素：外部環(huán)境特征的視角（李善民等，2019；王艷和李善民，2017）、社會(huì)網(wǎng)絡(luò)的視角（李善民等，2015）、企業(yè)層面的現(xiàn)金流水平等特征的視角（Lee et al.，2018；Von Beschwitz，2018）和高管層面的特征（Yim，2013）等。鮮有文獻(xiàn)從內(nèi)部資本市場(chǎng)的角度來(lái)分析集團(tuán)母公司的特征可能對(duì)成員子公司并購(gòu)行為產(chǎn)生影響。根據(jù)內(nèi)部資本市場(chǎng)理論，集團(tuán)內(nèi)的成員公司的決策不僅僅受公司本身特征的影響，還會(huì)受到集團(tuán)整體狀況和其他成員公司的影響（Almeida et al.，2015）。鑒于此，本文利用中央企業(yè)國(guó)有資本收益上繳政策的實(shí)施為外生事件考察了當(dāng)集團(tuán)母公司遇到負(fù)面的現(xiàn)金流沖擊時(shí)，是否會(huì)在一定程度上抑制集團(tuán)內(nèi)上市公司的擴(kuò)張行為。

本文基于2003—2017 年上市公司樣本，運(yùn)用雙重差分模型（DID）探討母公司上繳國(guó)有資本收益對(duì)集團(tuán)內(nèi)上市公司并購(gòu)行為的影響。實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果顯示中央企業(yè)集團(tuán)母公司上繳國(guó)有資本收益后，其控制的上市公司發(fā)起并購(gòu)的概率和頻率都會(huì)顯著下降。進(jìn)一步發(fā)現(xiàn)，該政策對(duì)上市公司并購(gòu)概率和頻率的影響隨著收益收取比例的增加而增強(qiáng)。機(jī)制檢驗(yàn)結(jié)果表明集團(tuán)母公司的現(xiàn)金流沖擊對(duì)其控制的上市公司的影響主要存在融資約束強(qiáng)、現(xiàn)金流水平較低和政府補(bǔ)助較低的企業(yè)中。我們進(jìn)一步發(fā)現(xiàn)，有財(cái)務(wù)公司的企業(yè)集團(tuán)內(nèi)的上市公司發(fā)起并購(gòu)的概率和頻率下降程度更大。最后，穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果表明該政策的實(shí)施對(duì)上市公司并購(gòu)決策的影響是十分穩(wěn)健的。

本研究預(yù)計(jì)有以下三個(gè)方面的貢獻(xiàn)。第一，本文與已有研究并購(gòu)決定因素的文章的差異主要體現(xiàn)在現(xiàn)有大多數(shù)研究多從公司本身的現(xiàn)金流水平出發(fā)（Blouin et al.，2021；Jensen，1986；Von Beschwitz，2018），很少有站在內(nèi)部資本市場(chǎng)的角度探討整個(gè)集團(tuán)現(xiàn)金流的沖擊對(duì)成員企業(yè)并購(gòu)行為的影響。而本文首次利用集團(tuán)母公司上繳國(guó)有資本收益的政策來(lái)探討其對(duì)集團(tuán)內(nèi)上市公司并購(gòu)行為的影響，有助于我們從內(nèi)部資本市場(chǎng)的視角更好的認(rèn)識(shí)企業(yè)并購(gòu)決策的影響因素。第二，現(xiàn)有研究國(guó)有企業(yè)分紅的文章大多從上市公司自愿支付現(xiàn)金股利的角度或者是利用半強(qiáng)制分紅政策這一特殊的制度進(jìn)行研究（魏明海和柳建華，2007），這些研究都存在明顯的內(nèi)生性問(wèn)題③雖然半強(qiáng)制分紅政策存在一定的強(qiáng)制性，但是股利分配行為受到企業(yè)是否需要增發(fā)的影響，因此其分紅政策還是會(huì)受到企業(yè)經(jīng)濟(jì)績(jī)效的影響。，而本文利用中央企業(yè)上繳國(guó)有資本收益制度的實(shí)施為外生事件來(lái)進(jìn)行研究，該制度是國(guó)家制定的，上繳國(guó)有資本收益的公司名單和上繳比例都是強(qiáng)制規(guī)定的，不受企業(yè)本身決策的影響，能夠有助于我們更好的識(shí)別因果關(guān)系。第三，本文的研究結(jié)論預(yù)計(jì)能夠?yàn)檎咧贫ㄕ哌M(jìn)一步完善國(guó)有資本收益上繳比例和經(jīng)營(yíng)支出制度提供經(jīng)驗(yàn)證據(jù)，具有一定的現(xiàn)實(shí)意義。

二、制度背景與理論分析

（一）國(guó)有企業(yè)向國(guó)家分紅的制度背景

在計(jì)劃經(jīng)濟(jì)時(shí)期，國(guó)家實(shí)行統(tǒng)分統(tǒng)銷，國(guó)有企業(yè)的經(jīng)營(yíng)支出都靠政府的無(wú)償撥款，其創(chuàng)造的利潤(rùn)全額上繳給國(guó)家。1978 年改革開(kāi)放后，為了將國(guó)有企業(yè)能夠與其他企業(yè)放在公平競(jìng)爭(zhēng)地位中，國(guó)家對(duì)國(guó)有企業(yè)開(kāi)始實(shí)行放權(quán)讓利，實(shí)行了利改稅的制度，但是又加上了一戶一率的調(diào)節(jié)稅，這一時(shí)期國(guó)有企業(yè)的利潤(rùn)是部分上繳和部分留成。而1994年開(kāi)始國(guó)家實(shí)施了分稅制改革，考慮到當(dāng)時(shí)的國(guó)有企業(yè)的固定資產(chǎn)投資由之前的撥款形式改為了由企業(yè)向銀行貸款，還本付息都由企業(yè)負(fù)擔(dān)，同時(shí)考慮當(dāng)時(shí)國(guó)有企業(yè)的盈利狀況和其承擔(dān)的社會(huì)職能，作為階段性的措施，國(guó)家在當(dāng)時(shí)暫停了向國(guó)有企業(yè)收繳利潤(rùn)，國(guó)有企業(yè)應(yīng)該上繳國(guó)家的部分以稅收的形式上繳，剩余的利潤(rùn)部分留在企業(yè)，自此國(guó)有企業(yè)開(kāi)始不向政府分紅。

隨后國(guó)有企業(yè)經(jīng)營(yíng)績(jī)效明顯改善、政府公共預(yù)算壓力的增大以及人們對(duì)國(guó)有產(chǎn)權(quán)及其收益的認(rèn)識(shí)逐步完善等因素促使了政府加快建立國(guó)有資本經(jīng)營(yíng)預(yù)算制度，國(guó)務(wù)院于2007年9月頒布了《國(guó)務(wù)院關(guān)于試行國(guó)有資本經(jīng)營(yíng)預(yù)算的意見(jiàn)》（以下簡(jiǎn)稱《意見(jiàn)》），《意見(jiàn)》規(guī)定了國(guó)有資本經(jīng)營(yíng)預(yù)算的收入和支出的范圍。隨后在當(dāng)年12月財(cái)政部、國(guó)資委印發(fā)《中央企業(yè)國(guó)有資本收益收取管理暫行辦法》（以下簡(jiǎn)稱《暫行辦法》），《暫行辦法》中明確列示了屬于試點(diǎn)范圍內(nèi)的國(guó)有獨(dú)資企業(yè)的名單、國(guó)有資本收益的核算基礎(chǔ)和相應(yīng)需要上繳的比例。《暫行辦法》的實(shí)施，結(jié)束了國(guó)有企業(yè)自1994年以來(lái)連續(xù)13年不向政府分紅的歷史。在首次實(shí)施國(guó)有資本收益上繳計(jì)劃之后，在2010年、2012年和2014年對(duì)需要上繳國(guó)有資本收益的中央企業(yè)的范圍和上繳收益的比例進(jìn)行了相應(yīng)的調(diào)整。

（二）理論分析與研究假設(shè)

我國(guó)企業(yè)集團(tuán)的普遍存在導(dǎo)致了內(nèi)部資本市場(chǎng)的形成，內(nèi)部資本市場(chǎng)中企業(yè)間通過(guò)各種網(wǎng)絡(luò)關(guān)系緊密聯(lián)系，如：集團(tuán)內(nèi)的成員企業(yè)位于同一供應(yīng)鏈的上下游而存在頻繁的商業(yè)往來(lái)（Jia et al.，2013）、集團(tuán)內(nèi)企業(yè)間借貸（Buchuk et al.，2014）、共同的人事關(guān)系和集團(tuán)內(nèi)成立的財(cái)務(wù)公司（Keister，1998）等。集團(tuán)內(nèi)部資本市場(chǎng)的存在使得集團(tuán)內(nèi)成員企業(yè)的投融資決策不再僅僅受公司本身經(jīng)營(yíng)狀況等特征的影響，還會(huì)受到整個(gè)集團(tuán)的影響，如：已有研究表明金融危機(jī)時(shí)期，在內(nèi)部資本市場(chǎng)中資金會(huì)從現(xiàn)金充裕的公司流向現(xiàn)金匱乏的公司（Santioni et al.，2020），此外，集團(tuán)公司也可能會(huì)將現(xiàn)金流從低成長(zhǎng)的公司轉(zhuǎn)向高成長(zhǎng)的公司（Almeida et al.，2015），在經(jīng)濟(jì)危機(jī)時(shí)，集團(tuán)內(nèi)貸款會(huì)迅速增加，核心公司會(huì)扮演著中介機(jī)構(gòu)的角色（Buchuk et al.，2020）。

那么集團(tuán)母公司遇到現(xiàn)金流沖擊時(shí)，會(huì)導(dǎo)致整個(gè)集團(tuán)可用的現(xiàn)金水平下降，進(jìn)而通過(guò)內(nèi)部資本市場(chǎng)勢(shì)必會(huì)影響集團(tuán)內(nèi)其他公司的行為，而根據(jù)已有的研究，現(xiàn)金流是企業(yè)進(jìn)行并購(gòu)的重要決定因素之一，如：Blouin et al.（2021）和Von Beschwitz（2018）的研究發(fā)現(xiàn)公司本身由于外生沖擊而獲得更多的現(xiàn)金流會(huì)促使企業(yè)進(jìn)行更多的并購(gòu)行為。而并購(gòu)后的績(jī)效表現(xiàn)方面，兩個(gè)研究得到的結(jié)論并不一致，Von Beschwitz（2018）發(fā)現(xiàn)額外的并購(gòu)會(huì)損害公司的價(jià)值，在稅收改革制度實(shí)施后，受影響企業(yè)的收購(gòu)公告回報(bào)率下降了1.2 個(gè)百分點(diǎn)。而B(niǎo)louin et al.（2021）發(fā)現(xiàn)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)活動(dòng)扣除（DPAD）帶來(lái)的減稅幅度較大的行業(yè)中的并購(gòu)數(shù)量大幅增加，且DPAD還能夠改善并購(gòu)的質(zhì)量。

對(duì)于我國(guó)中央企業(yè)而言，由于在1994—2007 年之間一直沒(méi)有向國(guó)家分紅，同時(shí)大多數(shù)企業(yè)由于其壟斷地位擁有高額的利潤(rùn)，使得集團(tuán)內(nèi)滯留了大量的現(xiàn)金流。根據(jù)自由現(xiàn)金流理論，管理者在有過(guò)多的資金時(shí)，由于管理者與股東本身存在的目標(biāo)不一致的問(wèn)題，公司內(nèi)滯留大量的現(xiàn)金流會(huì)為管理者為了謀取私利而盲目擴(kuò)張?zhí)峁┖芎玫钠鯔C(jī)，此外當(dāng)企業(yè)內(nèi)部有較多現(xiàn)金流的時(shí)候，企業(yè)不需要向外部籌集資金來(lái)進(jìn)行投資，此時(shí)外部資本市場(chǎng)對(duì)企業(yè)起不到有效的約束作用，也會(huì)促使企業(yè)投資效率低下（Jensen，1986）。而2007 年開(kāi)始實(shí)施的國(guó)有資本收益上繳制度能夠促使中央企業(yè)集團(tuán)母公司向國(guó)家分紅，進(jìn)而降低集團(tuán)內(nèi)留存的現(xiàn)金流，同時(shí)根據(jù)內(nèi)部資本市場(chǎng)理論，在集團(tuán)內(nèi)成員公司的投資決策往往會(huì)受到集團(tuán)內(nèi)其他成員公司現(xiàn)金流或者投資機(jī)會(huì)的影響，因此我們預(yù)計(jì)當(dāng)集團(tuán)母公司遇到負(fù)的現(xiàn)金流沖擊時(shí)，一方面會(huì)通過(guò)降低管理者能夠控制的資源的水平，進(jìn)而緩解代理問(wèn)題，最終抑制企業(yè)盲目的擴(kuò)張，另一方面，當(dāng)集團(tuán)內(nèi)部的現(xiàn)金流水平下降時(shí)，企業(yè)的外部融資需求會(huì)上升，進(jìn)而促使企業(yè)獲得外部資本市場(chǎng)的監(jiān)督，進(jìn)而有利于提高企業(yè)的投資決策水平，抑制盲目擴(kuò)張的行為。因此我們提出如下假說(shuō)：

H1：中央企業(yè)集團(tuán)母公司上繳國(guó)有資本收益會(huì)抑制集團(tuán)內(nèi)上市公司的并購(gòu)行為。

三、數(shù)據(jù)來(lái)源與研究設(shè)計(jì)

（一）樣本篩選與數(shù)據(jù)來(lái)源

我們選取2003—2017 年A 股上市公司作為初始的研究樣本，并且按照如下條件進(jìn)行樣本的篩選：（1）參照Lin et al.（2022）的研究，我們刪除了地方政府為最終控制人的觀測(cè)值；（2）剔除金融行業(yè)的觀測(cè)值；（3）剔除凈資產(chǎn)為負(fù)的觀測(cè)值；（4）剔除上市當(dāng)年的觀測(cè)值；（5）剔除主回歸中涉及的所有變量缺失的觀測(cè)值。對(duì)于企業(yè)并購(gòu)活動(dòng)按如下標(biāo)準(zhǔn)進(jìn)行篩選：（1）為了保證我們的研究是以上市公司為并購(gòu)方的角度展開(kāi)，僅保留買(mǎi)方為上市公司的并購(gòu)事件；（2）關(guān)聯(lián)并購(gòu)中可能存在較強(qiáng)的盈余管理動(dòng)機(jī)，因此我們剔除屬于關(guān)聯(lián)并購(gòu)的并購(gòu)交易事件。最終，我們得到13，713個(gè)觀測(cè)值。為了控制極端值對(duì)實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果的影響，我們對(duì)本文回歸中涉及的所有連續(xù)變量都在上下1%分位數(shù)上進(jìn)行了縮尾處理。

本文的研究數(shù)據(jù)有多個(gè)來(lái)源。對(duì)于國(guó)有資本收益上繳政策所涉及的中央企業(yè)，我們通過(guò)閱讀國(guó)務(wù)院國(guó)有資產(chǎn)監(jiān)督管理委員會(huì)和財(cái)政部頒發(fā)的文件，手工整理獲得。對(duì)于受到影響的中央企業(yè)所控制的上市公司的數(shù)據(jù)，我們通過(guò)閱讀上市公司每年度報(bào)表中的控制鏈進(jìn)行識(shí)別，手工整理了受影響的上市公司名單。對(duì)于集團(tuán)內(nèi)是否有財(cái)務(wù)公司的數(shù)據(jù)，我們通過(guò)中國(guó)財(cái)務(wù)公司協(xié)會(huì)網(wǎng)站手工收集獲?。╤ttp：//www.cnafc.org）。本文使用的其他財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)均來(lái)自于CSMAR和WIND數(shù)據(jù)庫(kù)。

（二）變量構(gòu)造

1. 企業(yè)并購(gòu)行為

參照已有的研究（李善民等，2020），我們從兩個(gè)角度衡量并購(gòu)決策：（1）上市公司是否發(fā)起過(guò)并購(gòu)。本文用虛擬變量MA_Dummy表示，如果上市公司在當(dāng)年作為主并方發(fā)起過(guò)并購(gòu)事件則取值為1，否則取值為0。（2）上市公司當(dāng)年發(fā)起并購(gòu)的頻率。本文使用LN_Count表示，我們將用上市公司當(dāng)年發(fā)起的并購(gòu)事件的總數(shù)加1取對(duì)數(shù)進(jìn)行衡量。

2. 集團(tuán)母公司上繳國(guó)有資本收益的變量

參照已有的研究（Lin et al.，2022），我們從兩個(gè)方面衡量了集團(tuán)母公司上繳國(guó)有資本收益的變量。首先，上市公司所在集團(tuán)母公司是否被要求上繳國(guó)有資本收益的虛擬變量。我們以虛擬變量PR表示，如果上市公司所在的集團(tuán)母公司當(dāng)年被要求上繳非零的國(guó)有資本收益則PR取值為1，否則為0。其次，上市公司所在集團(tuán)母公司上繳國(guó)有資本收益的比率。根據(jù)相關(guān)文件，國(guó)有資本收益上繳制度實(shí)施可以劃分為四個(gè)階段：第一階段（2007—2010），第一類和第二類企業(yè)上繳比例為10%，第三類企業(yè)為5%，第四類企業(yè)為0%；第二階段（2011），第一類和第二類企業(yè)上繳比例為15%，第三類企業(yè)為10%，第四類企業(yè)為5%；第三階段（2012—2013），第一類企業(yè)上繳比例為20%，第二類企業(yè)為15%，第三類企業(yè)為10%，第四類企業(yè)為5%；第四階段（2014—2017），第一類企業(yè)上繳比例為25%，第二類為20%，第三類企業(yè)為15%，第四類企業(yè)為10%①第一類企業(yè)指煙草企業(yè)；第二類企業(yè)指石油石化、電力、電信、煤炭企業(yè)；第三類企業(yè)指鋼鐵、運(yùn)輸、電子、貿(mào)易、施工企業(yè)；第四類企業(yè)指軍工企業(yè)、轉(zhuǎn)制科研院所以及2011年、2012年新加入的國(guó)有企業(yè)。。我們以變量PR_Ratio表示，如果上市公司所在集團(tuán)母公司當(dāng)年被要求上繳非零的國(guó)有資本收益，那么PR_Ratio以相應(yīng)的上繳比率進(jìn)行度量，否則PR_Ratio取值為0。

3. 控制變量

參照已有的并購(gòu)的研究（Yim，2013；李善民等，2020），我們?cè)谖恼轮锌刂屏巳缦伦兞浚浩髽I(yè)規(guī)模（Size）、資產(chǎn)負(fù)債率（Leverage）、營(yíng)業(yè)收入增長(zhǎng)率（Growth）、資產(chǎn)收益率（ROA）、公司上市年限（List_Age）、企業(yè)管理費(fèi)用（Mana_Fee）、高管的性別（CEO_Gender）、高管教育程度（CEO_Edu）、高管年齡（CEO_Age）、兩權(quán)分離率（Seperation）、行業(yè)集中度（HHI）。具體變量定義參見(jiàn)表1。

表1 變量定義表

（三）回歸模型

由于本文利用的中央企業(yè)國(guó)有資本收益上繳制度首次實(shí)施的時(shí)間是2007年，而且后續(xù)年份中（即：2010 年、2012 年、2014 年）頒布的一系列政策擴(kuò)大了中央國(guó)有資本收益收取的范圍，同時(shí)提高了國(guó)有資本收益收取的比例，因此，本文需要使用多期DID 模型。參照經(jīng)典的多期DID 模型的文獻(xiàn)（Beck et al.，2010），本文利用如下模型進(jìn)行檢驗(yàn)：

模型（1）中，MA_Dummy和LN_Count分別表示上市公司是否發(fā)起并購(gòu)的虛擬變量和并購(gòu)的頻率。對(duì)于實(shí)驗(yàn)組公司（即樣本區(qū)間內(nèi)受上繳國(guó)有資本收益政策影響的國(guó)有上市公司）而言，PR為上市公司的集團(tuán)母公司是否被要求上繳非零的國(guó)有資本收益，在被要求上繳后取1，上繳前取0；而對(duì)照組公司（即樣本區(qū)間內(nèi)不受上繳國(guó)有資本收益政策影響的非國(guó)有上市公司）的PR值恒為0。本文重點(diǎn)關(guān)注的α1系數(shù)，其表示集團(tuán)母公司上繳國(guó)有資本收益對(duì)上市公司并購(gòu)行為的邊際影響。Controls為控制變量，具體為一系列可能影響企業(yè)并購(gòu)行為的企業(yè)層面特征和高管層面的特征變量，詳見(jiàn)表1。此外，本文還控制了公司固定效應(yīng)（Firm FE）和年份固定效應(yīng)（Year FE）。參照已有的研究（Von Beschwitz，2018），我們對(duì)于被解釋變量為MA_Dummy的回歸，在加入公司固定效應(yīng)和年度固定效應(yīng)之后也利用OLS模型進(jìn)行估計(jì)。此外，借鑒現(xiàn)有文獻(xiàn)（Petersen，2009），我們將標(biāo)準(zhǔn)誤按照公司和年度層面進(jìn)行聚類。

四、實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果及分析

（一）描述性統(tǒng)計(jì)

表2 報(bào)告了我們?cè)诨貧w中使用的關(guān)鍵變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。第一行顯示的是是否并購(gòu)（MA_Dummy）的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果，其均值為0.321，即表示樣本中有約32%的上市公司發(fā)起了并購(gòu)。第二行顯示的是并購(gòu)頻率（MA_Count）的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果，最大值為19，則表明樣本中的上市公司在樣本期間內(nèi)有的年份發(fā)起過(guò)最多的并購(gòu)次數(shù)為19 次。第三行列示的是并購(gòu)頻率取對(duì)數(shù)（LN_Count）的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。此外，在我們的樣本中，14.4%的觀測(cè)值為國(guó)有資本收益上繳政策執(zhí)行后的觀測(cè)值。其中，分別有3.8%、5.2%和5.4%的觀測(cè)值所在集團(tuán)母公司上繳國(guó)有資本收益的比例為的5%、10%和不低于15%。平均來(lái)說(shuō)，樣本觀測(cè)值的營(yíng)業(yè)收入增長(zhǎng)率（Growth）為24.8%，財(cái)務(wù)杠桿（Leverage）為42.3%，總資產(chǎn)凈利潤(rùn)率（ROA）為3.8%，管理費(fèi)用率（Mana_Fee）為11%?？傮w而言，樣本的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果與相關(guān)研究中的數(shù)據(jù)具有可比性（李善民等，2020；Lin et al.，2022）。

表2 描述性統(tǒng)計(jì)

（二）實(shí)證分析

我們利用回歸模型（1），對(duì)中央企業(yè)集團(tuán)母公司上繳國(guó)有資本收益對(duì)集團(tuán)中上市公司并購(gòu)行為的影響進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。表3為DID 估計(jì)的結(jié)果。第（1）列和第（3）列報(bào)告了我們加入年份和公司固定效應(yīng)時(shí)的估計(jì)結(jié)果。第（2）列和第（4）列顯示了我們包含前面所描述的所有控制變量時(shí)的估計(jì)結(jié)果。第（2）列報(bào)告的國(guó)有資本收益上繳政策實(shí)施指標(biāo)（PR）對(duì)是否發(fā)起并購(gòu)的指標(biāo)（MA_Dummy）的回歸系數(shù)為-0.045，在5%的水平上顯著。第（4）列報(bào)告的該政策實(shí)施指標(biāo)（PR）對(duì)發(fā)起并購(gòu)的頻率（LN_Count）的回歸系數(shù)為-0.093，在1%的水平上顯著。這一發(fā)現(xiàn)表明，中央企業(yè)集團(tuán)母公司上繳國(guó)有資本收益對(duì)集團(tuán)內(nèi)上市公司發(fā)起并購(gòu)的概率和頻率具有顯著的負(fù)向影響。

表3 國(guó)有資本收益上繳與企業(yè)并購(gòu)

雙重差分估計(jì)的前提假設(shè)是實(shí)驗(yàn)組企業(yè)與對(duì)照組企業(yè)在事件前的并購(gòu)行為存在平行趨勢(shì)。本文設(shè)定上市公司在集團(tuán)母公司上繳國(guó)有資本收益前4 年的虛擬變量，具體而言，設(shè)立虛擬變量PR＜=-4，PR=-3，PR=-2，對(duì)于實(shí)驗(yàn)組公司PR＜=-4表示集團(tuán)母公司上繳國(guó)有資本收益前第四年及之前的年份取值為1，否則為0；PR=-3表示集團(tuán)母公司上繳國(guó)有資本收益前第三年的年份取值為1，否則為0；PR=-2表示集團(tuán)母公司上繳國(guó)有資本收益前第二年的年份取值為1，否則為0；對(duì)于對(duì)照組公司PR＜=-4，PR=-3，PR=-2恒為0。根據(jù)Chen（2017）的研究設(shè)計(jì)，PR-1被視為基準(zhǔn)年，因此回歸中沒(méi)有包含PR-1。我們利用模型（1）再次進(jìn)行回歸分析，從而檢驗(yàn)平行趨勢(shì)假設(shè)。

表4 的展示了平行趨勢(shì)檢驗(yàn)的結(jié)果。PR＜=-4，PR=-3，PR=-2的系數(shù)在所有回歸中均不顯著，即表明在集團(tuán)母公司被要求上繳國(guó)有資本收益前，控制組公司和實(shí)驗(yàn)組公司的并購(gòu)行為的趨勢(shì)是平行的，滿足平行趨勢(shì)假說(shuō)。

表4 平行趨勢(shì)檢驗(yàn)

政策出臺(tái)后，中央企業(yè)集團(tuán)母公司向國(guó)家上繳國(guó)有資本收益的比例越來(lái)越受到公眾的關(guān)注。從2007年開(kāi)始，上繳國(guó)有資本收益的比例有了一定程度的提高，第一類、第二類、第三類、第四類的上繳比例分別為25%、20%、15%、10%。但截至2017年底，這些比例仍遠(yuǎn)低于美國(guó)成熟工業(yè)企業(yè)的平均分紅率（50%—60%）①資料來(lái)源：http：//documents. worldbank. org/curated/en/963631468011136270/Effective-discipline-with-adequateautonomy-the-direction-for-further-reform-of-Chinas-SOE-dividend-policy。。在這種情況下，我們進(jìn)一步研究基于中央企業(yè)集團(tuán)母公司上繳的國(guó)有資本收益的比例對(duì)其控制的上市公司并購(gòu)行為的異質(zhì)性的影響。

表5 報(bào)告了估計(jì)結(jié)果。第（1）列匯報(bào)了被解釋變量為是否發(fā)起并購(gòu)（MA_Dummy）的回歸結(jié)果，PR_5的回歸系數(shù)為-0.003，但是不顯著，PR_10的回歸系數(shù)為-0.039，在10%的水平上顯著，PR_15+的回歸系數(shù)為-0.124，在1%的水平上顯著。第（2）列匯報(bào)了被解釋變量為是并購(gòu)頻率（LN_Count）的回歸結(jié)果，PR_5的回歸系數(shù)為-0.006，但是不顯著，PR_10的回歸系數(shù)為-0.099，在1%的水平上顯著，PR_15+的回歸系數(shù)為-0.244，在1%的水平上顯著。PR_5的回歸系數(shù)與PR_10的回歸系數(shù)在1%的水平上存在顯著差異，PR_10的回歸系數(shù)與PR_15+的回歸系數(shù)同樣在1%的水平上存在顯著差異（如第（2）列所示）。結(jié)果表明，中央企業(yè)集團(tuán)母公司上繳國(guó)有資本收益對(duì)集團(tuán)內(nèi)上市公司并購(gòu)概率和頻率的影響程度隨上繳比例的增加而增強(qiáng)。在這種情況下，企業(yè)集團(tuán)內(nèi)部現(xiàn)金流量減少對(duì)成員上市公司并購(gòu)概率的影響是通過(guò)對(duì)受影響較大的公司分紅比例的增量影響來(lái)確定的。這些發(fā)現(xiàn)還為政府提高中央企業(yè)上繳利潤(rùn)的比例提供了進(jìn)一步的支持，以促使該政策的實(shí)施能產(chǎn)生積極的經(jīng)濟(jì)后果。

表5 進(jìn)一步檢驗(yàn)

（三）機(jī)制檢驗(yàn)結(jié)果

根據(jù)已有的理論，我們預(yù)期集團(tuán)母公司的負(fù)面現(xiàn)金流沖擊導(dǎo)致的集團(tuán)內(nèi)上市公司降低并購(gòu)的概率和頻率的結(jié)果在融資約束較大的公司中可能會(huì)更為顯著。

對(duì)于集團(tuán)內(nèi)融資約束較大的成員上市公司而言，在集團(tuán)母公司上繳國(guó)有資本收益導(dǎo)致集團(tuán)內(nèi)可用于資本支出的資金降低，因此能夠更好地限制其進(jìn)行盲目的擴(kuò)張，同時(shí)，由于這些公司外部融資的需求也會(huì)隨之提高，其投資決策會(huì)受到更為嚴(yán)格的外部資金提供者的監(jiān)督。因此，我們將樣本按照融資約束大小分為兩組來(lái)檢驗(yàn)本文的影響機(jī)制。我們參照已有的研究（Hadlock & Pierce，2010）衡量了融資約束，具體計(jì)算公式為SA=-0.737×Size+0.043×Size^2-0.04×Age，其中Size為ln（企業(yè)年末資產(chǎn)總計(jì)/100萬(wàn)），Age為企業(yè)的年齡。SA指數(shù)越大表明上市公司的融資約束越大。如果上市公司的SA 指數(shù)大于年度樣本中位數(shù)，我們定義為融資約束程度較高的公司；否則，我們定義為融資約束較低的公司。表6的Panel A報(bào)告了實(shí)證結(jié)果，從回歸結(jié)果可以看出對(duì)于有融資約束的公司（如第（2）列和第（4）列所示），當(dāng)被解釋變量為MA_Dummy時(shí)，PR的回歸系數(shù)為-0.113，在1%的水平上顯著；當(dāng)被解釋變量為L(zhǎng)N_Count時(shí)，PR的回歸系數(shù)為-0.151，在1%的水平上顯著。而對(duì)于沒(méi)有融資約束的企業(yè)而言（如第（1）列和第（3）列所示），無(wú)論被解釋變量為并購(gòu)的發(fā)起的概率還是并購(gòu)的頻率，PR的回歸系數(shù)都不顯著。

我們進(jìn)一步根據(jù)經(jīng)營(yíng)活動(dòng)產(chǎn)生的現(xiàn)金流將樣本分為兩組。如果經(jīng)營(yíng)活動(dòng)產(chǎn)生的現(xiàn)金流（經(jīng)營(yíng)活動(dòng)產(chǎn)生的現(xiàn)金流入與經(jīng)營(yíng)活動(dòng)產(chǎn)生的現(xiàn)金流出之差額/資產(chǎn)總計(jì)）低于年度樣本中位數(shù)，我們定義為現(xiàn)金流水平較低的公司；否則，我們定義為現(xiàn)金流水平較高的公司。表6的Panel B 報(bào)告了估計(jì)結(jié)果，對(duì)于現(xiàn)金流水平較低的公司（如第（1）列和第（3）所示），當(dāng)被解釋變量為MA_Dummy時(shí)，PR的回歸系數(shù)為-0.109，在1%的水平上顯著；當(dāng)被解釋變量為L(zhǎng)N_Count時(shí)，PR的回歸系數(shù)為-0.143，在1%的水平上顯著。而對(duì)于現(xiàn)金流水平較高的企業(yè)而言（如第（2）列和第（4）列所示），無(wú)論被解釋變量為并購(gòu)的發(fā)起的概率還是并購(gòu)的頻率，PR的回歸系數(shù)都不顯著。

表6 路徑檢驗(yàn)：按照融資約束大小分組

此外，為了進(jìn)一步驗(yàn)證國(guó)有資本收益上繳政策通過(guò)降低管理層可支配的現(xiàn)金進(jìn)而抑制上市公司盲目擴(kuò)張邏輯，我們檢驗(yàn)了政府對(duì)上市公司的補(bǔ)助（政府補(bǔ)助/營(yíng)業(yè)收入總計(jì)）是否會(huì)通過(guò)為上市公司提供了資金，進(jìn)而削弱這種影響。我們根據(jù)政府補(bǔ)助將樣本分成兩組，并對(duì)模型（4）進(jìn)行回歸分析。如果上市公司的政府補(bǔ)助高于年度樣本中位數(shù)，則定義政府補(bǔ)助較高的公司；否則，定義為政府補(bǔ)助較低的公司。表7 報(bào)告了估計(jì)結(jié)果。對(duì)于政府補(bǔ)助較低的上市公司（如第（1）列和第（3）列所示），當(dāng)被解釋變量為MA_Dummy時(shí)，PR的回歸系數(shù)為-0.087，在5%的水平上顯著；當(dāng)被解釋變量為L(zhǎng)N_Count時(shí)，PR的回歸系數(shù)為-0.111，在5%的水平上顯著。而對(duì)于政府補(bǔ)助較高的上市公司而言（如第（2）列和第（4）列所示），無(wú)論被解釋變量為并購(gòu)的發(fā)起的概率還是并購(gòu)的頻率，PR的回歸系數(shù)都不顯著。研究結(jié)果表明，當(dāng)政府對(duì)上市公司給予過(guò)多的補(bǔ)助時(shí)，并購(gòu)概率和并購(gòu)頻率的下降趨勢(shì)將消失。

表7 路徑檢驗(yàn)：按照政府補(bǔ)助高低的分組檢驗(yàn)

我們提供了額外的估計(jì)結(jié)果，以進(jìn)一步支持我們的機(jī)制分析。在表6 和表7 中，我們驗(yàn)證了中央企業(yè)集團(tuán)母公司上繳國(guó)有資本收益對(duì)其控制的上市子公司并購(gòu)行為的影響主要體現(xiàn)在有融資約束、現(xiàn)金流水平低以及政府補(bǔ)助較少的上市公司中。已有研究指出財(cái)務(wù)公司是企業(yè)集團(tuán)財(cái)務(wù)管控的重要手段，有助于增強(qiáng)集團(tuán)母公司對(duì)成員公司的財(cái)務(wù)管控（Keister，1998）。因此，我們可以預(yù)測(cè)，如果企業(yè)集團(tuán)中存在一家財(cái)務(wù)公司，那么控股股東可以更加有效地配置資源（如調(diào)動(dòng)現(xiàn)金流）①企業(yè)集團(tuán)中的財(cái)務(wù)公司是一家擁有獨(dú)立法人資格的非銀行金融機(jī)構(gòu)，通常由母公司和企業(yè)集團(tuán)中的其他成員公司共同出資建立。根據(jù)2014年發(fā)布的《關(guān)于中央企業(yè)進(jìn)一步促進(jìn)財(cái)務(wù)公司健康發(fā)展的指導(dǎo)意見(jiàn)》，財(cái)務(wù)公司的功能主要體現(xiàn)在四個(gè)方面：“集團(tuán)資金歸集平臺(tái)、集團(tuán)資金結(jié)算平臺(tái)、集團(tuán)資金監(jiān)控平臺(tái)、集團(tuán)金融服務(wù)平臺(tái)”。?；诖?，我們預(yù)期集團(tuán)母公司上繳國(guó)有資本收益對(duì)集團(tuán)內(nèi)上市公司的影響在有財(cái)務(wù)公司的集團(tuán)中會(huì)更為顯著。

我們定義了集團(tuán)公司內(nèi)是否有財(cái)務(wù)公司的虛擬變量（Finance和NonFinance），對(duì)于實(shí)驗(yàn)組的公司，如果其所屬的企業(yè)集團(tuán)內(nèi)有財(cái)務(wù)公司則Finance取值為1，否則為0。對(duì)于控制組的公司Finance恒為0。同樣對(duì)于實(shí)驗(yàn)組的公司，如果其所屬的企業(yè)集團(tuán)內(nèi)沒(méi)有財(cái)務(wù)公司則NonFinance取值為1，否則為0。對(duì)于控制組的公司NonFinance恒為0。

表8 報(bào)告了回歸的結(jié)果，當(dāng)被解釋變量為MA_Dummy時(shí)（如第（1）列所示），F(xiàn)inance回歸系數(shù)為-0.054，在5%的水平上顯著，但是NonFinance的回歸系數(shù)不顯著；當(dāng)被解釋變量為L(zhǎng)N_Count時(shí)（如第（2）列所示），F(xiàn)inance回歸系數(shù)為-0.11，在1%的水平上顯著，但是NonFinance的回歸系數(shù)不顯著，且Finance的回歸系數(shù)與NonFinance的回歸系數(shù)在5%的水平上存在顯著的差異（如第（2）列所示）。與我們的預(yù)測(cè)一致，與對(duì)照組相比，有財(cái)務(wù)公司的企業(yè)集團(tuán)上市公司的并購(gòu)行為下降程度更大，而沒(méi)有財(cái)務(wù)公司的企業(yè)集團(tuán)上市公司的并購(gòu)行為并不會(huì)發(fā)生顯著的變化。

表8 進(jìn)一步分析：集團(tuán)內(nèi)是否有財(cái)務(wù)公司

五、穩(wěn)健性檢驗(yàn)

（一）穩(wěn)健性檢驗(yàn)1：更換估計(jì)模型

首先，已有的研究表明并購(gòu)一般發(fā)生在特定的行業(yè)浪潮中（Yim，2013），因此有必要加入行業(yè)與年度的交互項(xiàng)進(jìn)行進(jìn)一步的檢驗(yàn)，穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果表明在控制了行業(yè)乘以年度的固定效應(yīng)后，中央企業(yè)集團(tuán)母公司上繳國(guó)有資本收益對(duì)集團(tuán)內(nèi)上市公司并購(gòu)行為的影響仍然穩(wěn)?、儆捎谄拗疲€(wěn)健性檢驗(yàn)部分的結(jié)果未在正文報(bào)告，如有需要，可向作者索取。。此外，我們將被解釋變量為MA_Dummy的結(jié)果利用Logit回歸模型加上控制公司固定效應(yīng)進(jìn)行重新回歸，結(jié)果依舊穩(wěn)健。

（二）穩(wěn)健性檢驗(yàn)2：更換變量衡量方式

我們發(fā)現(xiàn)當(dāng)我們重新定義國(guó)有資本收益上繳政策的變量時(shí)，主要結(jié)果是穩(wěn)健的。根據(jù)現(xiàn)有研究（Lin et al.，2022），我們將上繳國(guó)有資本收益的比率（PR_Ratio）作為解釋變量，進(jìn)行回歸，用新的方式衡量國(guó)有資本收益上繳政策時(shí)，實(shí)證結(jié)果仍然穩(wěn)健。

（三）穩(wěn)健性檢驗(yàn)3：排他性檢驗(yàn)

已有研究表明信息披露質(zhì)量能夠通過(guò)影響道德風(fēng)險(xiǎn)和逆向選擇等阻礙有效投資的因素，進(jìn)而影響企業(yè)的投資決策（Biddle et al.，2009）。而中央企業(yè)國(guó)有資本經(jīng)營(yíng)預(yù)算制度指出對(duì)于國(guó)有獨(dú)資企業(yè)的子企業(yè)，“應(yīng)當(dāng)由集團(tuán)公司（母公司、總公司）以年度合并財(cái)務(wù)報(bào)表反映的歸屬于母公司所有者的凈利潤(rùn)為基礎(chǔ)申報(bào)”，因此會(huì)促使集團(tuán)母公司更加嚴(yán)格的核對(duì)子公司的會(huì)計(jì)收益，進(jìn)而起到監(jiān)督的作用，抑制管理者的盈余操縱行為，最終提高上市公司的盈余質(zhì)量?；诖?，上繳國(guó)有資本收益也可能是通過(guò)提高集團(tuán)內(nèi)成員上市公司的盈余質(zhì)量進(jìn)而提高其投資效率，抑制企業(yè)盲目擴(kuò)張的行為。因此，我們加入了盈余質(zhì)量的變量，來(lái)控制這一潛在的其他影響因素。

回歸結(jié)果表明，當(dāng)我們控制了上市公司盈余質(zhì)量水平時(shí)，集團(tuán)母公司上繳國(guó)有資本收益對(duì)集團(tuán)內(nèi)上市公司并購(gòu)行為的抑制作用仍然顯著。

六、研究結(jié)論與政策啟示

在本研究中，我們發(fā)現(xiàn)集團(tuán)母公司上繳國(guó)有資本收益會(huì)對(duì)成員上市公司的并購(gòu)產(chǎn)生抑制作用。機(jī)制檢驗(yàn)表明這種抑制作用主要存在于融資約束較大的公司中。進(jìn)一步檢驗(yàn)表明，政府補(bǔ)助會(huì)削弱由于上繳國(guó)有資本收益對(duì)集團(tuán)成員上市公司并購(gòu)的抑制作用，即目前中央企業(yè)國(guó)有資本經(jīng)營(yíng)支出存在明顯的“體內(nèi)循環(huán)”的現(xiàn)象不但會(huì)削弱國(guó)有資本收益對(duì)公共財(cái)政收入的貢獻(xiàn)，還不利于改善國(guó)有企業(yè)的投資決策。在理論貢獻(xiàn)方面，我們首次利用央企集團(tuán)母公司上繳國(guó)有資本收益的政策來(lái)探討分紅對(duì)內(nèi)部資本市場(chǎng)中上市公司并購(gòu)行為的影響，本文的研究不同于已有的從上市公司本身現(xiàn)金流角度出發(fā)探討并購(gòu)動(dòng)機(jī)的文章，為企業(yè)并購(gòu)決策影響因素的研究提供了新的視角。此外，國(guó)有資本收益的上繳為我們提供了一個(gè)準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)，有助于我們準(zhǔn)確的識(shí)別因果關(guān)系，這一點(diǎn)也是跟已有探討上市公司自愿支付現(xiàn)金股利和利用半強(qiáng)制分紅政策探討分紅的經(jīng)濟(jì)后果的文獻(xiàn)存在不同的地方。

此外，本文預(yù)計(jì)能提供如下政策啟示：其一，加快完善國(guó)有資本收益上繳制度，設(shè)置更為合理的分紅的比例。本文的實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果表明中央企業(yè)集團(tuán)母公司上繳國(guó)有資本收益對(duì)集團(tuán)下屬上市公司并購(gòu)行為的影響隨著集團(tuán)母公司分紅比例的提高而增強(qiáng)，這說(shuō)明了進(jìn)一步提高分紅比例的必要性。雖然從2007 年開(kāi)始，上繳國(guó)有資本收益的比例有了一定程度的提高，但仍遠(yuǎn)低于美國(guó)成熟工業(yè)企業(yè)的平均分紅率（50%—60%）。其二，加快完善國(guó)有資本經(jīng)營(yíng)支出制度，提高國(guó)有資本對(duì)公共財(cái)政的貢獻(xiàn)。本文的實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果表明中央企業(yè)集團(tuán)母公司上繳國(guó)有資本收益對(duì)集團(tuán)下屬上市公司的并購(gòu)行為的影響會(huì)隨著上市公司獲得的政府補(bǔ)助而被削弱，這說(shuō)明設(shè)置合理的國(guó)有資本經(jīng)營(yíng)支出的重要性。雖然國(guó)有資本經(jīng)營(yíng)預(yù)算調(diào)出資金從2016 年的18.76%上漲至了2019 年的25.64%，但總體而言對(duì)公共財(cái)政的貢獻(xiàn)率并不高，而國(guó)有企業(yè)資本收益分配“體內(nèi)循環(huán)”的特征明顯。