“一帶一路”倡議與企業(yè)跨區(qū)域并購

吳育輝， 劉曉玲， 吳世農(nóng)

(廈門大學管理學院， 廈門 361005)

0 引 言

“一帶一路”倡議是通過探索與新的合作伙伴進行國際經(jīng)濟合作的一種新模式.2015年3月，由國務(wù)院批準，協(xié)同其他部門共同制定“一帶一路”的詳細規(guī)劃，發(fā)布了《推動共建絲綢之路經(jīng)濟帶和21世紀海上絲綢之路的愿景與行動》(下稱《愿景與行動》).依據(jù)不同省份的經(jīng)濟功能和作用，政府確定了18個“一帶一路”重點省份，對倡議實施負有更大的責任和義務(wù)，同時也享有更多的政策優(yōu)惠和資源傾斜，形成不同省份之間比較優(yōu)勢的外生差異.這為公司利用跨區(qū)域并購決策獲取比較優(yōu)勢提供了機會和條件.然而，已有研究主要關(guān)注“一帶一路”倡議對沿線國家直接投資等的影響(1)已有研究考察了中國與“一帶一路”沿線國家之間的制度、文化差異對企業(yè)國際經(jīng)營方式選擇的影響[1].呂越等[2]考察了“一帶一路”倡議實施對中國企業(yè)對外綠地投資的影響.但這些研究主要考察“一帶一路”倡議對其沿線國家的影響，并沒有考察中國國內(nèi)各區(qū)域由于政策效應(yīng)差異對企業(yè)行為決策的影響.，忽略了國內(nèi)不同地區(qū)政策效應(yīng)差異對企業(yè)行為決策的影響.本文通過考察重點省份與非重點省份之間的政策支持差異如何影響公司的跨區(qū)域并購決策來彌補這一研究空缺，而且，對于深入理解“一帶一路”倡議的實施效果以及推進“一帶一路”倡議的后續(xù)改革具有重要的啟示意義.

大量研究討論了公司的并購動機并基于協(xié)同利得(efficiency gains)的不同來源提供了解釋[3, 4].這類文獻認為協(xié)同效應(yīng)主要來源于收購方相對于目標方的比較優(yōu)勢.然而，一些并購實踐，例如反向并購和稅負倒置，表明目標方相對于收購方的比較優(yōu)勢也可以創(chuàng)造協(xié)同效應(yīng).收購方可以通過并購稅率較低國家的目標方或者上市公司以獲取這些目標公司的稅收或者融資比較優(yōu)勢.最近，已有研究從目標方的比較優(yōu)勢視角為這類并購實踐提供了經(jīng)驗證據(jù)，發(fā)現(xiàn)目標公司由銀行管制放松帶來的融資比較優(yōu)勢[5]以及最低工資制度帶來的勞動力成本比較優(yōu)勢[6]能夠提高公司作為并購目標方的吸引力.本文預期由“一帶一路”倡議帶來的政策支持比較優(yōu)勢可以提高重點省份企業(yè)作為并購目標方的吸引力并創(chuàng)造協(xié)同效應(yīng).

然而，實證考察目標方的比較優(yōu)勢是否以及如何創(chuàng)造協(xié)同效應(yīng)存在困難與挑戰(zhàn).第一，由于目標方公司多為非上市公司，相關(guān)財務(wù)和非財務(wù)特征并非公開可得，導致難以直接測度目標公司的優(yōu)勢特征.第二，收購方和目標方的優(yōu)勢特征均可以創(chuàng)造協(xié)同效應(yīng)(2)以并購中的融資效率利得為例，Erel等[7]以歐洲并購為樣本，發(fā)現(xiàn)收購方通過自身融資優(yōu)勢可以緩解目標公司的融資約束，進而創(chuàng)造協(xié)同效應(yīng).Liao[8]研究發(fā)現(xiàn)在被融資能力較強的公司并購之后，目標公司的債務(wù)、權(quán)益融資以及資本支出均有所提高.相反，Cornaggia和Li[5]從目標方融資優(yōu)勢視角，研究發(fā)現(xiàn)由目標公司銀行貸款可獲得性提高帶來的融資優(yōu)勢也可以產(chǎn)生并購協(xié)同效應(yīng).，分離和識別目標方的比較優(yōu)勢具有一定的挑戰(zhàn).本文利用“一帶一路”倡議以及上市公司發(fā)起的并購交易構(gòu)建收購方與目標方省份配對樣本來克服以上困難與挑戰(zhàn).第一，本文將目標公司的比較優(yōu)勢匯總到其所在省份，從總體層面上來構(gòu)建目標方的比較優(yōu)勢變量.第二，借助“一帶一路”倡議提出帶來的各省比較優(yōu)勢在橫截面和時間序列上的顯著差異，使用重點省份和非重點省份之間政策支持和資源傾斜程度的差異來識別重點省份目標方的政策支持優(yōu)勢.

本文使用2011年～2018年跨省并購的收購方省份—目標方省份—年度觀測值，構(gòu)建雙重差分(difference-in-differences，DID)模型考察“一帶一路”倡議提出對企業(yè)跨區(qū)域并購決策的影響.在控制了一系列省級層面特征(如可能與該地區(qū)被選為重點省份相關(guān)的目標方增長機會和可得性等)、配對省份差異(如經(jīng)濟發(fā)展水平、公司稅率差異等)以及固定效應(yīng)后，發(fā)現(xiàn)當收購方所在省份為非重點省份，而目標方所在省份為“一帶一路”倡議重點省份時，收購方對該重點省份公司的并購數(shù)量占其并購總數(shù)量(金額占其并購總金額)的比例提高0.004 0(0.006 5).并且，這一影響在經(jīng)濟上具有顯著意義，相對于其樣本均值，其增加了19.90%(21.45%).本文進一步考察了這一結(jié)果是由收購方的推動效應(yīng)還是由目標方的拉動效應(yīng)所驅(qū)動.研究結(jié)果表明目標方所在省份的政策比較優(yōu)勢可以顯著吸引收購方的并購活動，拉動效應(yīng)占據(jù)主導.

本文考察上市公司更傾向于并購位于“一帶一路”倡議重點省份目標公司的經(jīng)濟驅(qū)動力.第一，“一帶一路”倡議的合作重點之一是資金融通，旨在促進金融機構(gòu)通過多樣化的金融工具為“一帶一路”倡議重點省份公司提供資金支持，有助于增加企業(yè)信貸融資，緩解企業(yè)融資約束[9, 10].第二，“一帶一路”倡議提出有助于降低企業(yè)對外直接投資面臨的風險，進而提高企業(yè)對外投資水平[2, 11].因此，本文通過三個步驟來考察“一帶一路”倡議基于以上比較優(yōu)勢促進企業(yè)跨區(qū)域并購的影響機制.首先，考察“一帶一路”倡議對公司融資能力及對外直接投資水平的影響以檢驗“一帶一路”倡議能否使重點省份產(chǎn)生比較優(yōu)勢；然后，考察由“一帶一路”倡議帶來的重點省份比較優(yōu)勢是否能夠提高當?shù)仄髽I(yè)作為并購目標方的吸引力；最后，考察公司并購后融資能力和對外直接投資水平的變化來檢驗收購方是否通過并購獲取了“一帶一路”倡議重點省份的相關(guān)比較優(yōu)勢.研究結(jié)果表明“一帶一路”倡議顯著提高了重點省份公司的融資能力和對外直接投資水平，當?shù)鼐哂羞@些比較優(yōu)勢的公司被其他省份公司并購的可能性顯著提高，并且并購后公司的融資和對外直接投資能力顯著提升.

在有效的股票市場中，收購公司交易公告日的市場價值變化可以解釋為由并購帶來的預期協(xié)同利得[12].為了進一步驗證“一帶一路”倡議重點省份公司的融資比較優(yōu)勢，本文考察了目標方相對于收購方的比較優(yōu)勢對收購公司在并購公告日累計超額回報率(CAR)的影響.與預期一致，研究結(jié)果表明對于收購方而言，當目標方所在省份為“一帶一路”倡議重點省份時，市場參與者做出了更積極的市場反應(yīng).本文利用收購方的融資約束和全要素生產(chǎn)率在橫截面上的差異來進一步證實目標方的融資和“走出去”優(yōu)勢是并購流向“一帶一路”倡議重點省份的關(guān)鍵驅(qū)動力.研究結(jié)果表明目標方所在省份由“一帶一路”倡議重點省份帶來的融資和對外直接投資優(yōu)勢對融資約束程度較高以及開拓國外市場存在困難的全要素生產(chǎn)率較低的收購方具有更顯著的吸引力.

最后，本文進行了一系列穩(wěn)健性檢驗來加強基本研究發(fā)現(xiàn)的可靠性.第一，使用中國古代“絲綢之路”線路作為“一帶一路”重點省份的工具變量來緩解處理組選擇可能受到的內(nèi)生性偏誤的干擾.第二，使用雙重差分方法進行估計需要滿足平行趨勢假定，依據(jù)Roberts和Whited[13]的建議，執(zhí)行了相應(yīng)的測試來檢驗平行趨勢假定.第三，為了排除省份之間差異以及潛在替代性解釋對基本研究發(fā)現(xiàn)的干擾，使用虛擬的“一帶一路”倡議提出時間和隨機選擇的收購方和目標方進行安慰劑對照測試.以上研究結(jié)果進一步加強了本文基本研究結(jié)果的穩(wěn)健性和可靠性.

本文的主要貢獻包括以下幾個方面：第一，補充了“一帶一路”倡議實施效果的相關(guān)文獻.最近的研究以“一帶一路”倡議提出為準自然實驗，考察了其對沿線國家人員流動性[14]、經(jīng)濟社會發(fā)展水平[15]以及全球價值鏈分工地位[16]等的影響.然而，這些研究主要關(guān)注“一帶一路”倡議對其沿線國家的影響，并沒有考察中國國內(nèi)各區(qū)域之間由于政策效應(yīng)差異對企業(yè)決策行為的影響.少數(shù)研究考察了“一帶一路”倡議對國內(nèi)企業(yè)投資決策[17]、融資約束[9, 10]以及轉(zhuǎn)型升級[18]等的影響.與這些研究視角不同，本文考察公司如何通過并購決策來充分利用重點省份政策支持和資源傾斜帶來的比較優(yōu)勢.研究結(jié)果表明公司可以通過并購重點省份的公司來獲取優(yōu)惠的融資和對外直接投資的相關(guān)政策支持，從區(qū)域競爭環(huán)境差異視角為“一帶一路”倡議的實施效果提供了一定的參考意義.

第二，豐富了政府干預政策對公司行為決策影響的相關(guān)研究.已有研究表明政府干預會影響資源要素的配置，進而影響公司的資本投向和投資效率[19]以及并購決策[20]等.已有研究主要關(guān)注兩類政府干預的政策效果.一類是基于產(chǎn)業(yè)的項目(Industry-Based Program)，已有研究考察了產(chǎn)業(yè)政策造成的不同行業(yè)之間的政策支持差異對企業(yè)跨行業(yè)并購行為的影響[21].另一類是基于地區(qū)的項目(Place-Based Program)，以開發(fā)區(qū)設(shè)立為例，已有研究考察了這類政策對地區(qū)制造業(yè)升級和產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整[22, 23]、企業(yè)規(guī)模成長和生產(chǎn)率[24, 25]、資本投資、就業(yè)、產(chǎn)出、生產(chǎn)率、工資和企業(yè)數(shù)量[26]以及并購行為[27]等的影響.與這些基于地區(qū)的政策類似，“一帶一路”倡議通過確定重點省份與非重點省份導致不同省份之間的比較優(yōu)勢形成外生差異，研究發(fā)現(xiàn)為基于地區(qū)的政府干預政策的實施效果提供了補充的證據(jù).

第三，本文貢獻于公司并購動機和后果的相關(guān)研究.已有研究表明不同來源的協(xié)同利得是公司進行并購的主要動機[4].這類文獻的主要觀點認為當收購方擁有目標方缺少的有價值的財務(wù)特征時，就會產(chǎn)生協(xié)同效應(yīng).然而，最近的研究表明目標方的財務(wù)特征也可以創(chuàng)造協(xié)同效應(yīng)[5, 28].本文通過考察目標方的比較優(yōu)勢創(chuàng)造的并購協(xié)同效應(yīng)，從政策實施效果的區(qū)域差異視角為這類文獻打開了一個新穎且重要的研究維度.研究結(jié)果為拓展企業(yè)邊界來獲取比較優(yōu)勢的公司決策提供了新的理解，有助于政策制定者和利益相關(guān)者更好地理解類似的公司并購行為，如反向并購和稅負倒置的動機和后果.同時，本研究發(fā)現(xiàn)為公司獲取政策優(yōu)惠和資源支持的決策制定提供了理論依據(jù)和經(jīng)驗支持.

1 制度背景、 文獻回顧與理論分析

1.1 制度背景

為了面對復蘇乏力的全球經(jīng)濟形勢，中國政府在最近幾年制定了不同的對外貿(mào)易政策和跨國協(xié)議.其中之一是復興古代絲綢之路，建立絲綢之路經(jīng)濟帶，通過中亞和西亞連接中國大陸和歐洲，以及21世紀海上絲綢之路，通過海路到達非洲和歐洲，連接中國和東南亞.

2013年9月在訪問哈薩克斯坦期間，國家主席習近平提出“絲綢之路經(jīng)濟帶”，旨在促進中國與中亞地區(qū)通過陸上交通網(wǎng)絡(luò)的商業(yè)活動.2013年10月，習近平主席訪問印度尼西亞時提出建立亞洲基礎(chǔ)設(shè)施投資銀行以及“21世紀海上絲綢之路”，旨在使中國沿著海上航線發(fā)展與多個國家的經(jīng)濟合作關(guān)系，包括東南亞、南亞和非洲.這些戰(zhàn)略愿景后來被概括為“一帶一路”，并且在國際上產(chǎn)生了廣泛的關(guān)注和爭議.2013年11月，這一倡議被寫入全面改革藍圖，作為2020年前優(yōu)先實施的關(guān)鍵政策之一.2015年3月，由國務(wù)院批準，協(xié)同其他部門共同制定了“一帶一路”的詳細規(guī)劃，發(fā)布了《推動共建絲綢之路經(jīng)濟帶和21世紀海上絲綢之路的愿景與行動》.之后，十九大將推進“一帶一路”建設(shè)等內(nèi)容寫入黨章，這充分體現(xiàn)了國家對“一帶一路”建設(shè)的重視程度.

在地理上，“一帶”，指的是“絲綢之路經(jīng)濟帶”，主要位于陸地，包括三個走向，從中國出發(fā)，一是經(jīng)中亞、俄羅斯到達歐洲；二是經(jīng)中亞、西亞至波斯灣、地中海；三是中國到東南亞、南亞、印度洋.“一路”，指的是“21世紀海上絲綢之路”，重點方向是兩條，一是從中國沿海港口經(jīng)過南海到印度洋，延伸至歐洲；二是從中國沿海港口經(jīng)過南海到南太平洋.“一帶一路”發(fā)展規(guī)劃至少涉及60個國家，占世界人口的64%，全球GDP的30%.“一帶”主要依賴于線路上作為支柱和經(jīng)濟貿(mào)易區(qū)域的主要城市作為平臺來構(gòu)建一個新的歐亞大陸橋以及中蒙俄、中國—中亞—西亞和中南半島經(jīng)濟走廊.“一路”主要依賴于主要港口來共同建立暢通無阻、安全和有效的物流路線.

2015年3月發(fā)布的《推動共建絲綢之路經(jīng)濟帶和21世紀海上絲綢之路的愿景與行動》作為中央政府出臺的第一份“一帶一路”頂層設(shè)計文件，依據(jù)不同省市具有的不同經(jīng)濟功能和作用，確定了18個“一帶一路”重點省份，包括新疆、陜西、甘肅、寧夏、青海、內(nèi)蒙古西北6??；黑龍江、吉林、遼寧東北3??；廣西、云南、西藏西南3??；上海、福建、廣東、浙江、海南5省以及內(nèi)陸地區(qū)重慶.2015年以來，這些重點省份在政府工作報告或高層會議中明確了各自在“一帶一路”倡議中的定位及發(fā)展重點.隨后，各省相繼制定了本省對接“一帶一路”倡議相關(guān)舉措，其中西北6省以及福建、廣東和黑龍江等重點省份均出臺專項規(guī)劃和實施方案等.新疆、青海、甘肅、陜西、寧夏、內(nèi)蒙古、黑龍江、福建、廣東、湖南和江西等省市出臺總體規(guī)劃/實施方案/建設(shè)方案/行動計劃等；甘肅、重慶、廣西、上海、廣東、浙江和海南等省市列入“十三五”規(guī)劃.

1.2 文獻回顧與理論分析

1.2.1 公司并購動機及后果研究

公司為什么會進行并購？大量研究討論了這一問題并基于協(xié)同利得的不同來源提供了解釋.最近的研究尤其關(guān)注并購在產(chǎn)品市場、勞動力市場以及融資效率等方面的協(xié)同利得.已有研究認為產(chǎn)品市場協(xié)同效應(yīng)是并購的關(guān)鍵驅(qū)動力之一.一方面，如果相似行業(yè)中規(guī)模較大的公司進行合并，公司能夠就其產(chǎn)品向客戶收取更高的價格，或者降低向其供應(yīng)商提供原材料的價格.相關(guān)研究依賴于特定行業(yè)中收購方收取產(chǎn)品價格的變化推斷市場勢力來考察并購的競爭效應(yīng).比如，Kim和Singal[29]表明相對于其他航線，受并購影響航線的票價顯著提高.另一方面，當并購雙方擁有互補資產(chǎn)時，能夠創(chuàng)造新產(chǎn)品并將其與競爭對手區(qū)分開.Rhodes-Kropf和Robinson[30]理論上表明并購雙方的相似性和資產(chǎn)互補性是并購的動機之一，Hoberg和Phillips[31]使用文本分析方法為這一理論預測提供了經(jīng)驗證據(jù).

關(guān)于勞動力市場的協(xié)同利得，Tian和Wang[32]考察目標公司工會的影響.利用工會投票的斷點回歸設(shè)計，他們研究發(fā)現(xiàn)以微弱優(yōu)勢通過工會組織投票的目標公司不太可能收到收購要約，即員工議價能力較強的公司被并購的可能性較低.John等[33]關(guān)注美國州層面的勞動保護及其對并購回報率的影響.研究發(fā)現(xiàn)位于勞動保護較弱州的標的公司，其并購公告回報率更高.同時，收購公司的回報率也相應(yīng)提高，表明在涉及位于員工保護較弱州標的公司的并購交易中，協(xié)同利得更高.Dessaint等[34]通過跨國研究發(fā)現(xiàn)在員工保護較強的國家，由于勞動力重構(gòu)成本更高，導致其并購活動和回報率均有所下降，表明勞動力重構(gòu)是并購的關(guān)鍵驅(qū)動力之一，并會影響并購的協(xié)同利得.最近，已有研究發(fā)現(xiàn)人力資本也是并購及其協(xié)同利得的重要影響因素之一[35, 36].

關(guān)于并購的融資協(xié)同效應(yīng)，Lewellen[37]開創(chuàng)性地提出并購純粹性的融資動機.Greene[38]表明如果目標公司的財務(wù)狀況受到限制，其在融資方面更依賴于收購方.Almeida等[39]發(fā)展并檢驗了“流動性并購”模型，即融資困難的公司被流動性較強的公司并購.這些并購可以向那些本可能被清算的公司重新配置流動性.Erel等[7]以歐洲并購為樣本，發(fā)現(xiàn)收購方通過緩解目標公司的融資約束創(chuàng)造了協(xié)同效應(yīng).Liao[8]研究發(fā)現(xiàn)在被并購之后，目標公司的債務(wù)、權(quán)益融資以及資本支出均有所提高.Cornaggia和Li[5]從目標方融資優(yōu)勢視角，考察了由目標公司銀行貸款可獲得性提高帶來的融資優(yōu)勢產(chǎn)生的并購協(xié)同效應(yīng).

1.2.2 比較優(yōu)勢來源及后果研究

比較優(yōu)勢是國際貿(mào)易以及跨國并購的重要決定因素，其并不是一種靜態(tài)現(xiàn)象.由于制度等的變化，例如，金融發(fā)展[40, 41]、契約執(zhí)行的安全性[42-44]以及勞動力市場的靈活性[45]等，比較優(yōu)勢將隨時間發(fā)生變化[46].一系列研究認為比較優(yōu)勢來源于國家和行業(yè)特征的交互作用.Beck[40]和Manova[41]通過交乘國家層面的信貸可獲得性指標與行業(yè)層面的外部資本依賴指標，發(fā)現(xiàn)金融發(fā)展較好的國家向嚴重依賴外部融資的行業(yè)出口更多產(chǎn)品.類似地，一些研究表明法治更完善的國家會向那些更可能受到敲竹杠問題或者其他制度摩擦的行業(yè)出口更多產(chǎn)品[42-44].Cuat和Melitz[45]進一步證明，擁有靈活勞動力市場的國家促進了向更不穩(wěn)定行業(yè)的出口，這些行業(yè)從能夠定期調(diào)整就業(yè)幅度中受益最大.

按照經(jīng)典的比較優(yōu)勢理論，如果沒有政府或其他人為因素干預，各地區(qū)的產(chǎn)業(yè)分工結(jié)構(gòu)由其要素稟賦決定.在中國，政府以各種形式掌握著不同的社會資源，并通過政府干預這只“有形之手”影響資源要素的配置，其典型形式包括基于產(chǎn)業(yè)的政策以及基于地區(qū)的政策.產(chǎn)業(yè)政策往往會導致不同行業(yè)之間政策支持力度的差異，使一些行業(yè)的發(fā)展具有比較優(yōu)勢[21].類似地，基于地區(qū)的政策會使中國不同地區(qū)之間由于政策優(yōu)惠和資源傾斜存在比較優(yōu)勢的差異，例如，“一帶一路”倡議，相比于非重點省份，“一帶一路”重點省份對倡議的實施承擔更大的責任和義務(wù)，同時也享有更多的政策優(yōu)惠和資源傾斜，包括財政、資金、土地、時間及人力資源等，使其在政策溝通、設(shè)施聯(lián)通、貿(mào)易暢通、資金融通以及民心相通等“一帶一路”倡議合作重點中形成比較優(yōu)勢.

其中，一個重要的維度是“一帶一路”倡議堅持以企業(yè)為主體和市場化運作，為企業(yè)發(fā)展提供了廣泛的資金來源，包括傳統(tǒng)的國際金融機構(gòu)、政策性金融機構(gòu)、商業(yè)銀行、專項投資資金以及新興多邊開發(fā)金融機構(gòu)等.這些金融機構(gòu)通過銀團貸款、產(chǎn)業(yè)基金、對外承包工程貸款、互惠貸款等多樣化的金融工具為“一帶一路”倡議重點省份公司提供了資金支持，有助于增加企業(yè)信貸融資，緩解企業(yè)融資約束[9, 10]，使重點省份的企業(yè)形成融資的比較優(yōu)勢；另一個重要的維度體現(xiàn)在“一帶一路”倡議旨在通過加強交通、能源和網(wǎng)絡(luò)等基礎(chǔ)設(shè)施的互聯(lián)互通建設(shè)以及相關(guān)政策支持，例如政府補助和稅收優(yōu)惠等，降低企業(yè)對外直接投資面臨的風險，提高企業(yè)對外投資水平[2, 11]，使重點省份的企業(yè)形成“走出去”的比較優(yōu)勢.

Neary[47]通過理論分析和實證檢驗表明并購可以作為收購公司獲取目標方比較優(yōu)勢的工具，比如，公司的稅負倒置.在這些交易中，收購方購買注冊地位于公司稅率較低國家的目標方公司，并將合并后的公司總部設(shè)立在目標方所在國家，收購方就可以享有來自目標方稅收比較優(yōu)勢產(chǎn)生的稅收節(jié)約.Cornaggia和Li[5]研究發(fā)現(xiàn)收購方通過并購銀行管制放松地區(qū)的目標公司可以充分利用目標方的融資優(yōu)勢增加融資，降低融資成本.同樣，本文認為公司可以通過并購注冊地位于“一帶一路”倡議重點省份的目標公司，利用當?shù)氐恼邇?yōu)惠和資源傾斜來增加外部融資、降低融資成本以及提高對外投資水平.

2 研究設(shè)計

2.1 樣本選擇與關(guān)鍵變量

本文以2011年—2018年上市公司的并購事件為初始研究樣本，并按照如下標準對初始樣本進行篩選：1)選擇收購方為上市公司的并購事件；2)刪除收購方或目標方屬于金融、保險行業(yè)的并購事件；3)刪除交易未成功的并購事件；4)刪除并購交易屬于關(guān)聯(lián)并購的并購事件；5)刪除并購類型為資產(chǎn)剝離、資產(chǎn)置換以及債務(wù)重組的并購事件.除了交易價值、公告日期和其他與交易相關(guān)的特征以外，手工整理了收購方和目標方所在省份的相關(guān)數(shù)據(jù).并購交易數(shù)據(jù)和上市公司財務(wù)數(shù)據(jù)來自于深圳國泰安信息技術(shù)有限公司(CSMAR)，省份GDP和失業(yè)率相關(guān)數(shù)據(jù)來自國家統(tǒng)計局數(shù)據(jù)庫(http://www.stats.gov.cn/tjsj/).

表1分別從收購方和目標方視角報告了樣本期間每個省并購交易的總數(shù)量Num(次)和總金額Vol(億元)，并報告了每個省跨省并購交易的總數(shù)量CNum和總金額CVol以及跨省并購的數(shù)量占比CNum(%)和金額占比CVol(%).由表1可知，公司積極進行跨省并購.收購方所在省跨省并購數(shù)量(金額)占比的最小值為39%(52%)，目標方所在省并購數(shù)量(金額)占比的最小值為43%(29%).平均而言，對于收購方，跨省并購數(shù)量(金額)占比為69%(79%)，對于目標方為65%(78%).

表1 各省總體及跨省并購數(shù)量和金額Table 1 Number and volume of all and cross-province mergers and acquisitions

對于每一個收購方和目標方配對省份—年度樣本，本文計算了跨省并購活動的兩種指標.第一，NumberAT，使用A省公司并購B省公司的總數(shù)量，除以A省公司所有并購的數(shù)量來衡量.第二，VolumeAT，使用A省公司并購B省公司的總交易金額，除以A省公司所有并購的交易金額來衡量.由于每一個觀測值是配對省份—年度樣本，初始樣本觀測值的數(shù)量為7 440(31×30×8).刪除數(shù)據(jù)缺失的觀測值之后，本文樣本包含6 930個觀測值.

在基本回歸分析中，本文考察在跨省并購中，具有相對優(yōu)勢的公司是更激進的收購方還是更具吸引力的目標方.考察這一問題的主要挑戰(zhàn)是跨省并購活動和并購雙方所在省份的比較優(yōu)勢是內(nèi)生決定的.為了緩解這一問題，本文使用中國“一帶一路”倡議提出作為準自然實驗.依據(jù)中國各地區(qū)的經(jīng)濟功能和作用，“一帶一路”倡議確定了18個重點省份，相比于非重點省份，這些省份對倡議的實施承擔更大的責任和義務(wù)，并享有更多的政策優(yōu)惠和資源傾斜，包括財政、資金、土地、時間及人力資源等，使其在政策溝通、設(shè)施聯(lián)通、貿(mào)易暢通、資金融通以及民心相通等“一帶一路”倡議合作重點中形成比較優(yōu)勢.依據(jù)已有研究[17, 48]，本文構(gòu)建Treat指標，表示“一帶一路”重點省份虛擬變量，公司注冊地所在省份屬于“一帶一路”倡議重點省份取值為1，否則為0.解釋變量為TreatT-A，使用目標方與收購方所在省份是否屬于“一帶一路”倡議重點省份虛擬變量的差值來衡量.TreatT-A衡量了目標方與收購方所在省份之間的政策優(yōu)勢差異，即目標方相對于收購方的政策比較優(yōu)勢.

本文控制了一系列省份特征變量來排除省份之間差異對本文基本研究可能產(chǎn)生的干擾.GrowthA(T)表示收購方(目標方)所在省份并購數(shù)量的年度增長率，這一指標控制了收購方和目標方所在省份潛在目標的可得性.如果省內(nèi)收購方和跨省收購方都能在該省獲得更多的潛在并購目標，那么預計該省的省內(nèi)并購數(shù)量將實現(xiàn)更高的增長率.Tobin’sQT-A表示注冊地位于目標方所在省份的上市公司資產(chǎn)市場價值與賬面價值之比的平均值與收購方的差值，這一指標控制了相對于收購方所在省份，目標方所在省份的潛在增長機會.ReturnT-A表示注冊地位于目標方所在省份的上市公司過去12個月的累積股票回報率的平均值與收購方的差值，這一指標控制了跨省并購中市場價值差異的影響.

TaxrateT-A表示注冊地位于目標方所在省份的上市公司企業(yè)所得稅率的平均值與收購方的差值.GDPGrowthT-A表示目標方與收購方所在省份GDP增長率的差異，GDPpercapitaT-A表示目標方與收購方所在省份人均GDP自然對數(shù)的差異.這兩個指標控制了兩省之間生產(chǎn)率差異的影響.UnemploymentT-A表示目標方與收購方所在省份失業(yè)率的差異.IndustryAT表示收購方和目標方所在省份每一行業(yè)GDP占省GDP比重差異平方和的平方根，該指標反映了兩個省份之間行業(yè)構(gòu)成及所占比重的差異，其值越大，表示兩個省份之間行業(yè)構(gòu)成的差異越大.具體變量定義如表2所示.

表2 變量定義Table 2 Variable definitions

續(xù)表2Table 2 Continues

2.2 模型設(shè)定

依據(jù)已有研究[5]，基本回歸模型設(shè)定如下

(1)

本文的回歸樣本是包含收購方和目標方所在省份配對—年度觀測值的面板數(shù)據(jù).也就是說，基本回歸中的每一個觀測值是收購方所在省份(以A表示)、目標方所在省份(以T表示)和年度的結(jié)合.以北京和上海為例，對于每一個給定的年度，本文的模型同時考慮注冊地位于北京的上市公司并購上海目標公司的情況和注冊地位于上海的上市公司并購北京目標公司的情況.對于被解釋變量為注冊地位于北京的上市公司并購上海目標公司時，解釋變量為上海是否屬于重點省份的虛擬變量與北京是否屬于重點省份的虛擬變量之間的差值.對于被解釋變量為注冊地位于上海的上市公司并購北京目標公司時，解釋變量為北京是否屬于重點省份的虛擬變量與上海是否屬于重點省份的虛擬變量之間的差值.這一解釋變量總是衡量了相對于收購方，目標方所在省份的相對政策優(yōu)勢.

本文在回歸模型中加入收購方—目標方所在省份配對固定效應(yīng)DAT，來控制配對省份之間隨時間不變的特征，如兩省之間的地理距離和文化相似性等的影響.同時，本文控制了時間固定效應(yīng)Dt，在一定程度上可以緩解宏觀經(jīng)濟因素，如并購潮等的影響.由于一個省對其他省份公司的并購可能是相關(guān)的，本文對所有回歸系數(shù)的標準誤都使用異方差調(diào)整和在并購省份以及年度兩個維度上進行了“聚類(Cluster)”處理，以確保本文報告的t值是正確的.

2.3 描述性統(tǒng)計

表3報告了樣本期內(nèi)主要變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果.Panel A報告了收購方和目標方所在省份配對樣本的描述性統(tǒng)計結(jié)果.可以看出，A省對B省的并購占A省并購總數(shù)量(金額)比例的均值為0.020 1(0.030 3).平均而言，目標方所在省份為“一帶一路”倡議重點省份的可能性相比于收購方所在省份高0.005 1.兩省之間Tobin’sQ差異的均值為-0.129 6，Return差異的均值為-0.003 7，Taxrate差異的均值為-0.000 4，GDPGrowth差異的均值為0.001 2，GDPpercapita差異的均值為-0.010 8，Unemployment差異的均值為-0.008 2.Panel B分別報告了收購方所在省份和目標方所在省份相關(guān)指標的描述性統(tǒng)計結(jié)果.收購方和目標方所在省份的年度并購增長率分別為23.87%和19.31%.

表3 主要變量的描述性統(tǒng)計Table 3 Descriptive statistics of main variables

3 實證結(jié)果與分析

3.1 基本回歸結(jié)果

表4報告了基本回歸結(jié)果.TreatT-A×Post的回歸系數(shù)反映了目標方和收購方所在省份是否為“一帶一路”倡議重點省份虛擬變量差異對跨省并購的影響.TreatT-A×Post的回歸系數(shù)分別在1%和5%的水平下顯著為正(第(1)列為0.004 0，t=2.78；第(2)列為0.006 5，t=2.28)，表明公司更傾向于并購位于“一帶一路”倡議重點省份的公司，來充分利用目標方所在省份的比較優(yōu)勢.當目標方所在省份為“一帶一路”倡議重點省份，而收購方所在省份為非重點省份時，公司對該省份公司的并購數(shù)量(金額)為0.004 0(0.006 5).相對于其樣本均值，其增加了19.90%(21.45%)，這一影響在經(jīng)濟上具有顯著意義.可見，目標公司所在省份的比較優(yōu)勢是跨省并購活動的重要決定因素之一.

表4 跨省并購活動： 基本問題回歸結(jié)果Table 4 Cross-province acquisition activities: Baseline regressions

3.2 推動和拉動效應(yīng)

目標方和收購方所在省份的政策優(yōu)勢差異對跨省并購活動的正向影響表明目標方所在省份的相對優(yōu)勢吸引了潛在的收購方.下面考察這一影響是由目標方所在省份的比較優(yōu)勢吸引收購方進入，還是收購方所在省份的比較劣勢推動收購方發(fā)起跨省并購，或者二者皆有.為了檢驗這一推動和拉動效應(yīng)，本文使用兩個變量來分別衡量收購方所在省份和目標方所在省份是否為“一帶一路”倡議重點省份虛擬變量(TreatA和TreatT)與“一帶一路”倡議提出前后Post的交互項替換二者之間的差異變量TreatT-A×Post，并重新估計了模型(1).

如表5所示，收購方所在省份是否為重點省份的虛擬變量與倡議提出前后Post的交互項TreatA×Post對跨省并購的影響為負但不具有統(tǒng)計顯著性.相比之下，目標方所在省份是否為重點省份的虛擬變量與倡議提出前后Post的交互項TreatT×Post的回歸系數(shù)顯著為正，表明目標方所在省份的政策比較優(yōu)勢可以顯著吸引收購方的并購活動，拉動效應(yīng)占據(jù)主導.這一發(fā)現(xiàn)支持了公司積極擴展經(jīng)營地域來獲取政策支持的觀點.

表5 跨省并購： 推動和拉動效應(yīng)Table 5 Cross-province acquisition activities: Pulling and pushing effects

3.3 機制檢驗

為落實中央在《愿景與行動》中提出的“一帶一路”倡議目標，重點省份地方政府積極配合中央頂層設(shè)計的統(tǒng)籌規(guī)劃.通過梳理重點省份政府工作報告和相關(guān)政策，本文發(fā)現(xiàn)各省相關(guān)政策支持和行動計劃主要集中在信貸支持、基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)、產(chǎn)業(yè)園區(qū)建設(shè)、“走出去”支持政策(包括稅收優(yōu)惠和政府補貼等)等.因此，本文認為重點省份獲得的政策優(yōu)惠和資源傾斜主要體現(xiàn)在以下兩個方面：第一，“一帶一路”倡議的合作重點之一是資金融通，旨在促進金融機構(gòu)通過銀團貸款、產(chǎn)業(yè)基金、對外承包工程貸款、互惠貸款等多樣化的金融工具為“一帶一路”倡議重點省份公司提供資金支持，有助于增加企業(yè)信貸融資，緩解企業(yè)融資約束[9, 10].第二，“一帶一路”倡議旨在通過加強交通、能源和網(wǎng)絡(luò)等基礎(chǔ)設(shè)施的互聯(lián)互通建設(shè)以及相關(guān)政策支持，例如政府補助和稅收優(yōu)惠等，降低企業(yè)對外直接投資面臨的風險，提高企業(yè)對外投資水平[2, 11].相關(guān)政策優(yōu)惠和資源傾斜會使“一帶一路”倡議重點省份產(chǎn)生比較優(yōu)勢，由此提高了當?shù)仄髽I(yè)作為并購目標方的吸引力.為了驗證“一帶一路”倡議——比較優(yōu)勢——跨區(qū)域并購這一影響機制，本文轉(zhuǎn)向公司層面的分析，主要通過以下3個步驟考察“一帶一路”倡議促進跨區(qū)域并購背后的經(jīng)濟驅(qū)動力.

3.3.1 “一帶一路”倡議與比較優(yōu)勢

本研究基于“一帶一路”倡議重點省份由于政策優(yōu)惠和資源傾斜會存在比較優(yōu)勢的前提，概括起來主要包括信貸支持和對外直接投資.為此，首先考察了“一帶一路”倡議提出對公司融資規(guī)模、融資成本以及對外直接投資的影響.其中，信貸支持包括：Loan表示公司獲得的銀行貸款，依據(jù)已有研究[49, 50]，使用公司取得借款所收到的現(xiàn)金與總資產(chǎn)的比率來衡量；ExternalFinance表示公司獲得的外部融資，使用公司發(fā)行債券所收到的現(xiàn)金、取得借款所收到的現(xiàn)金及吸收權(quán)益性投資所收到的現(xiàn)金之和與總資產(chǎn)的比率來衡量；DebtCost表示公司的貸款成本，依據(jù)已有研究[51]，使用利息支出與借款總額的比率來衡量.對外直接投資包括：OFDI_Num表示公司對外直接投資次數(shù)，依據(jù)已有研究[11]，使用公司每年海外關(guān)聯(lián)公司個數(shù)的自然對數(shù)來衡量；OFDI_Vol表示公司對外直接投資金額，使用公司剔除出口后的海外業(yè)務(wù)收入來衡量.

公司層面的控制變量包括公司規(guī)模Size、資產(chǎn)負債率Lev、固定資產(chǎn)比率PPER、凈資產(chǎn)收益率ROE、公司年齡Age以及產(chǎn)權(quán)性質(zhì)SOE，并通過省份人均GDP和GDP增長率來控制省級層面經(jīng)濟發(fā)展水平的影響.Treat為“一帶一路”倡議重點省份虛擬變量.

表6給出了相應(yīng)的回歸結(jié)果，Treat×Post的回歸系數(shù)至少在5%的水平下顯著，表明相比于非重點省份，重點省份公司在“一帶一路”倡議提出之后，就融資比較優(yōu)勢而言，其銀行貸款和外部融資顯著增加，融資成本顯著更低(見列(1)～列(3))；就“走出去”比較優(yōu)勢而言，其對外直接投資次數(shù)和金額均顯著提高(見列(4)和列(5)).以上結(jié)果表明“一帶一路”倡議使重點省份公司在融資和對外直接投資方面具有比較優(yōu)勢.

表6 “一帶一路”倡議與比較優(yōu)勢Table 6 The “Belt and Road” Initiative and comparative advantages

3.3.2 比較優(yōu)勢與公司被并購可能性

本文考察“一帶一路”倡議重點省份內(nèi)公司比較優(yōu)勢的異質(zhì)性如何影響其被并購的可能性.為了識別目標方的融資和對外直接投資優(yōu)勢，這一分析要求目標方為上市公司，由于目標方多為非上市公司，會導致缺失大量并購事件.然而，公司層面分析的優(yōu)勢在于：第一，可以控制與并購活動相關(guān)的公司特征的影響；第二，可以進一步分析重點省份內(nèi)公司異質(zhì)性的影響.具體而言，使用Probit模型考察上市公司被其他省份公司并購的可能性.其中，被解釋變量Acquired表示公司是否為跨省并購中目標方的虛擬變量，如果上市公司被其他省份公司并購取值為1，否則為0.Treat為“一帶一路”倡議重點省份虛擬變量，如果上市公司所在地位于重點省份取值為1，否則為0.CA表示上市公司具有的比較優(yōu)勢，包括信貸優(yōu)勢和對外直接投資優(yōu)勢，其定義方式與表6相同.依據(jù)Chen等[36]，本文加入了可能影響公司被并購可能性的相關(guān)變量，包括公司規(guī)模Size、資產(chǎn)負債率Lev、公司成長性Growth、固定資產(chǎn)比率PPER、資產(chǎn)收益率ROA、公司價值Tobin’sQ、研發(fā)投入R&D以及超額回報率Excessreturn，并通過省份人均GDP和GDP增長率來控制省級層面經(jīng)濟發(fā)展水平的影響.

表7給出了相應(yīng)的回歸結(jié)果，本文主要關(guān)注CA×Treat×Post的回歸系數(shù)，其至少在10%的水平下顯著，表明在“一帶一路”倡議提出之后，重點省份具有信貸優(yōu)勢(即更高水平的銀行貸款和外部融資能力)和對外直接投資優(yōu)勢(即更高水平的對外直接投資次數(shù)和金額)的公司更可能成為跨省并購中的目標方.這些結(jié)果表明“一帶一路”倡議提出帶來的重點省份公司在融資和對外直接投資方面的比較優(yōu)勢使其成為了跨省并購中更具吸引力的目標方.

表7 比較優(yōu)勢與公司被并購可能性Table 7 Comparative advantages and the likelihood of being acquired

3.3.3 并購后的融資和“走出去”能力

本文考察公司并購位于“一帶一路”倡議重點省份目標公司后融資能力以及“走出去”能力的變化.“一帶一路”倡議提出之后，非重點省份的上市公司發(fā)起跨區(qū)域并購的主要目的是為了獲取重點省份公司的融資和對外直接投資優(yōu)勢，例如，通過增加對這類公司的并購，利用其資金支持增加銀行貸款、外部融資、獲得較低的融資成本以及增加對外直接投資.為此，使用公司層面的數(shù)據(jù)，將公司并購完成后一年的融資水平、融資成本以及對外直接投資水平與TreatT-A×Post以及省份和公司層面的控制變量進行回歸.其中，Loan、ExternalFinance、DebtCost、OFDI_Num和OFDI_Vol以及公司層面的控制變量與表6相同.

回歸結(jié)果如表8所示.在第(1)列中，TreatT-A×Post的回歸系數(shù)為0.013 1，在10%(t=1.77)的水平下顯著，在第(2)列中，TreatT-A×Post的回歸系數(shù)為0.017 1，在5%(t=2.34)的水平下顯著，在第(3)列中，TreatT-A×Post的回歸系數(shù)為-0.002 8，在5%(t=-2.43)的水平下顯著，表明公司并購后的外部融資水平顯著提高、貸款成本顯著降低.在第(4)列中，TreatT-A×Post的回歸系數(shù)為-0.021 4，不具有統(tǒng)計顯著性，在第(5)列中，TreatT-A×Post的回歸系數(shù)為0.027 6，在5%(t=2.25)的水平下顯著，表明公司并購后并不會顯著增加海外子公司的設(shè)立，而主要是通過目標方的海外子公司或者投資項目增加海外業(yè)務(wù)收入.可見，跨區(qū)域并購是公司獲取政策支持、改善融資能力以及對外直接投資能力的重要決策之一.

表8 并購后的融資和對外直接投資Table 8 Merged firms’ financing and OFDI

3.3.4 并購的市場反應(yīng)

已有研究表明股票市場參與者能夠正確預測并購的成本和收益，因此，收購公司市場價值的變化可以作為并購產(chǎn)生協(xié)同利得的估計指標[3, 12].如果目標公司的比較優(yōu)勢吸引了收購方，那么，這些并購應(yīng)該可以創(chuàng)造更高的協(xié)同效應(yīng).為此，本文使用公司層面的數(shù)據(jù)計算了公司首次并購公告日前后1天、前后2天、前后3天和前后5天的累計超額回報率.具體而言，借鑒Brown和Warner[52]的市場模型進行計算，具體模型如下

Rit=β0+β1Rmt+ε

(2)

其中Rit為公司i在時期t考慮現(xiàn)金紅利再投資的股票日回報率，Rmt為在時期t考慮現(xiàn)金紅利再投資的市場回報率.借鑒已有研究[36]，本文使用首次發(fā)布并購公告前200個交易日至前60個交易日的公司個股日回報率和市場日回報率數(shù)據(jù)按照模型(2)計算了公司并購公告日前后1個交易日、前后2個交易日、前后3個交易日以及前后5個交易日個股回報率的預測值，并以實際值減去預測值后計算出并購公告日前后1個交易日、前后2個交易日、前后3個交易日以及前后5個交易日的累計超額回報率CAR(-1, 1)、CAR(-2, 2)、CAR(-3, 3)以及CAR(-5, 5).

本文考察收購方與目標方所在省份是否為“一帶一路”倡議重點省份差異對并購公告日前后累計超額回報率的影響，除了省份層面的控制變量，還額外控制了可能影響公司并購績效的公司層面的相關(guān)控制變量，包括企業(yè)價值Tobin’sQ、公司規(guī)模Size、資產(chǎn)負債率Lev、固定資產(chǎn)比率PPER、資產(chǎn)收益率ROA、資本支出CAPX、營運資本W(wǎng)C、董事長和CEO兩職兼任CEOD以及獨董比例IndepR.回歸結(jié)果如表9所示.TreatT-A×Post的回歸系數(shù)基本上顯著為正.這表明對于收購方，當其并購的目標方所在省份為“一帶一路”倡議重點省份時，市場參與者認為此次并購后，由于獲取了政策支持，公司的后續(xù)經(jīng)營業(yè)績會更好.因此，市場參與者做出了更積極的市場反應(yīng).

表9 并購的市場反應(yīng)Table 9 Market reaction to the acquisition activities

續(xù)表9Table 9 Continues

3.4 橫截面差異檢驗

以上結(jié)果表明“一帶一路”倡議重點省份帶來的政策優(yōu)勢使公司成為跨區(qū)域并購中具有吸引力的目標方.在此利用收購方的融資約束和全要素生產(chǎn)率在橫截面上的差異來進一步證實目標方的融資和對外直接投資優(yōu)勢是并購流向“一帶一路”倡議重點省份的關(guān)鍵驅(qū)動力.

3.4.1 收購方融資約束

本文依據(jù)Ferrando等[53]計算了融資約束指標(3)具體計算公式為SAFEIndex=αs+0.079×FinancialLeverage+0.225×CoverageRatio-0.971×ProfitMargin-0.182×Tangibility-2.085×Cash-0.134×Assets，其中，F(xiàn)inancialLeverage使用流動負債和長期負債之和與總資產(chǎn)的比率來衡量；CoverageRatio使用利息支出與息稅前利潤的比率來衡量；ProfitMargin使用凈利潤與總資產(chǎn)的比率來衡量；Tangibility使用固定資產(chǎn)與總資產(chǎn)的比率來衡量；Cash使用貨幣資金與總資產(chǎn)的比率來衡量；Assets使用總資產(chǎn)的自然對數(shù)來衡量..為了考察不同收購方發(fā)起并購受“一帶一路”倡議的影響，構(gòu)建了兩個被解釋變量，高和低融資約束公司發(fā)起的并購數(shù)量(金額)，首先按照A省收購公司融資約束的中位數(shù)將收購方劃分為高、低兩組，然后分別計算A省高和低融資約束公司并購B省公司的總數(shù)量(金額)，并除以A省公司所有并購的數(shù)量(金額).回歸結(jié)果如表10所示.在高融資約束組，即第(1)列和第(3)列中，TreatT-A×Post的回歸系數(shù)均在5%的水平下顯著為正(第(1)列為0.003 2，t=1.98；第(3)列為0.006 3，t=2.17)，而在低融資約束組，即第(2)列和第(4)列中，其回歸系數(shù)均不顯著.表明目標方所在省份由“一帶一路”倡議重點省份帶來的融資優(yōu)勢對融資約束程度較高的收購方具有顯著的吸引力.

表10 橫截面差異： 收購方融資約束Table 10 Cross-sectional variation: Acquirer financing constraints

3.4.2 收購方全要素生產(chǎn)率

Melitz[54]研究表明由于進入國外市場存在較高的固定成本，在一定程度上阻礙了全要素生產(chǎn)率較低的公司進行投資開拓國外市場.依據(jù)已有研究[55, 56]，本文對柯布—道格拉斯生產(chǎn)函數(shù)兩邊同時取對數(shù)后進行回歸來計算公司的全要素生產(chǎn)率.為了考察不同收購方發(fā)起并購受“一帶一路”倡議的影響，構(gòu)建了兩個被解釋變量，高和低全要素生產(chǎn)率公司發(fā)起的并購數(shù)量(金額)，首先按照A省收購公司全要素生產(chǎn)率的中位數(shù)將收購方劃分為高、低兩組，然后分別計算A省高和低全要素生產(chǎn)率公司并購B省公司的總數(shù)量(金額)，并除以A省公司所有并購的數(shù)量(金額).回歸結(jié)果如表11所示.在高全要素生產(chǎn)率組，即第(1)列和第(3)列中，TreatT-A×Post的回歸系數(shù)均不顯著，而在低全要素生產(chǎn)率組，即第(2)列和第(4)列中，其回歸系數(shù)均在10%的水平下顯著為正(第(2)列為0.003 2，t=1.83；第(4)列為0.005 0，t=1.76).表明目標方所在省份由“一帶一路”倡議重點省份帶來的對外直接投資優(yōu)勢對開拓國外市場存在困難的全要素生產(chǎn)率較低的收購方具有顯著的吸引力.

表11 橫截面差異： 收購方全要素生產(chǎn)率Table 11 Cross-sectional variation: Acquirer total factor productivity

3.5 穩(wěn)健性檢驗

3.5.1 工具變量檢驗

使用雙重差分方法估計“一帶一路”倡議提出對公司跨區(qū)域并購的因果效應(yīng)，最理想的研究情境應(yīng)該是處理組的選擇是隨機的，也就是說處理組的選擇不會受到其他影響公司跨區(qū)域并購的可觀測與不可觀測因素的干擾.事實上，“一帶一路”重點省份的選擇與公司跨區(qū)域并購決策可能是同時被決定的.比如，在并購中更具吸引力的目標方所在省份更可能被納入“一帶一路”重點省份(更可能實現(xiàn)戰(zhàn)略目標)，或者在并購中不具備吸引力的目標方所在省份更可能被納入“一帶一路”重點省份(重點監(jiān)控)，這就導致處理組的選擇可能受到內(nèi)生性偏誤的干擾，影響其估計的準確性.

因此，依據(jù)陳勝藍和劉曉玲[17]，使用中國古代“絲綢之路”線路作為“一帶一路”重點省份的工具變量.一個有效的工具變量應(yīng)該滿足兩個條件.第一，該工具變量應(yīng)該對處理組的選擇產(chǎn)生一個直接的影響.“一帶一路”建設(shè)是在古代“絲綢之路”的基礎(chǔ)上展開的，其主要目標之一就是復興古代絲綢之路，因此，“一帶一路”重點省份的選擇與古代絲綢之路途經(jīng)的省份具有較高的相關(guān)性.回歸結(jié)果顯示第一階段的F統(tǒng)計量顯著大于10，表明本文的工具變量滿足相關(guān)性條件.第二，古代“絲綢之路”并不會直接影響公司的跨區(qū)域并購決策，因此該工具變量滿足外生性條件.

這一辨識策略利用了兩種不同的差異來源.“一帶一路”倡議實施提供了時間序列的差異，工具變量則提供了處理組選取在橫截面上的外生差異，這可以幫助本文更加可靠地建立“一帶一路”倡議與公司跨區(qū)域并購之間的因果效應(yīng).表12報告了第二階段的回歸結(jié)果，在使用工具變量后，TreatT-A×Post的回歸系數(shù)仍顯著為正(第(1)列為0.006 7，t=2.41；第(2)列為0.014 5，t=2.81)，表明本文的基本結(jié)果在緩解了處理組選擇可能存在的內(nèi)生性問題后，基本研究結(jié)論保持不變.

表12 工具變量檢驗Table 12 Instrumental variables test

3.5.2 平行趨勢檢驗

使用雙重差分進行檢驗的一個重要前提是處理組公司與控制組公司在外生變動之前具有平行趨勢，即不存在處理效應(yīng)時，結(jié)果變量在處理組和控制組中的變化趨勢是相近的.依據(jù)Roberts和Whited[13]，將Post虛擬變量替換為年度虛擬變量，Before3、Before2和Before1分別表示“一帶一路”倡議提出前3年、前2年和前1年，Current表示“一帶一路”倡議提出當年(2015年)，Post1、Post2和Post3分別表示“一帶一路”倡議提出后1年、后2年和后3年，并將其分別與TreatT-A交乘后加入基本回歸模型，回歸結(jié)果如表13所示.研究結(jié)果顯示在“一帶一路”倡議提出之前，重點省份不存在相對優(yōu)勢時，跨省并購活動的差異也不顯著，而在“一帶一路”倡議提出之后，重點省份公司成為并購目標方的可能性顯著提高，表明本文的樣本選擇滿足平行趨勢假定，這為DID研究模型設(shè)定的有效性提供了支持的經(jīng)驗證據(jù).

表13 平行趨勢檢驗Table 13 Parallel trends test

3.5.3 安慰劑檢驗

為了提供進一步的證據(jù)加強本文基本研究問題的因果效應(yīng)，排除重點省份和非重點省份在“一帶一路”倡議提出之前本身存在的特征差異、并且難以在模型中加以控制的不可觀測的缺失變量對研究結(jié)論的干擾，進行了如下安慰劑對照測試：第一，借鑒Bakke等[57]的做法，將“一帶一路”倡議提出時間提前4年，將2011年作為虛擬的“一帶一路”倡議提出時間，使用2007年—2014年的樣本考察這一虛擬的“一帶一路”倡議對公司跨區(qū)域并購決策的影響.在實證檢驗中，保持對重點省份和非重點省份的設(shè)定，這意味著本文在對照測試中重點省份和非重點省份的選擇與基本研究問題是一致的.如果本文的基本結(jié)論是由于重點省份和非重點省份之間一些固有的差異、而又沒有在研究模型中加以控制的不可觀測的缺失變量所導致的，那么即使以虛擬的“一帶一路”倡議提出時間也可以得出相同的結(jié)果.表14給出了相應(yīng)的回歸結(jié)果，可以發(fā)現(xiàn)第(1)列和第(2)列中交互項TreatT-A×FPost的回歸系數(shù)均不顯著.對照測試的結(jié)果表明重點省份和非重點省份之間在“一帶一路”倡議提出前就存在的固有差異對本文基本研究發(fā)現(xiàn)的干擾較小.

表14 安慰劑檢驗Table 14 Placebo test

第二，為了進一步排除省份之間其他因素差異的干擾，借鑒Jiang等[58]以及Gao等[59]安慰劑對照測試的具體做法，本文隨機化收購方與目標方的配對關(guān)系，使用虛假的收購方與目標方配對樣本重新估計了模型(1)，對這一過程重復進行500次并將每次TreatT-A×Post的估計系數(shù)保存下來.本文繪制了這500次回歸系數(shù)的核密度分布圖，如圖1所示.虛擬樣本回歸系數(shù)的均值接近于0，遠遠小于表4中真實的回歸系數(shù)，這進一步排除了其他不可觀測因素以及替代性解釋對本文基本研究發(fā)現(xiàn)的干擾.

圖1 安慰劑檢驗Fig.1 Placebo test

3.5.4 其他穩(wěn)健性檢驗(4)限于篇幅，本文未給出這部分測試的表格，如有需要可向作者索取.

第一，排除節(jié)點城市的干擾.考慮到《愿景與行動》中確定的26個節(jié)點城市也可能由于“一帶一路”倡議具有比較優(yōu)勢，為了緩解節(jié)點城市對本文基本研究發(fā)現(xiàn)的干擾，進行了如下兩個測試：首先，構(gòu)建了Nodecitydum指標，表示每個省份是否包含節(jié)點城市的虛擬變量，如果某一省份含有“一帶一路”倡議節(jié)點城市則取值為1，否則為0.與解釋變量的構(gòu)建方式類似，構(gòu)建了NodecitydumT-A，使用目標方與收購方所在省份是否包含“一帶一路”倡議節(jié)點城市虛擬變量的差值來衡量.本文將這一指標及其與“一帶一路”倡議提出虛擬變量Post進行交互后加入基本回歸模型予以控制；其次，刪除收購方或者目標方位于非重點省份節(jié)點城市的并購事件后重新考察了基本回歸模型.

第二，考慮控制權(quán)的影響.通過并購獲取目標方的融資和對外直接投資優(yōu)勢需要對目標公司有一定的控制權(quán)，因此，刪除股權(quán)收購比例低于30%的并購事件重新考察了基本回歸模型.

第三，考慮重點省份內(nèi)公司受“一帶一路”倡議支持程度的異質(zhì)性.目標方由于“一帶一路”倡議產(chǎn)生的比較優(yōu)勢對于那些與“一帶一路”建設(shè)更相關(guān)的公司應(yīng)該更強，因此，對于每一個公司—年度觀測值，使用Probit回歸模型預測重點省份內(nèi)受“一帶一路”倡議不同支持程度公司被省外其他公司并購可能性的差異.本文使用3個替代變量衡量公司受“一帶一路”倡議的支持程度(BRI_related)，包括：BRI表示公司是否屬于“一帶一路”概念板塊，依據(jù)徐思等[9]，如果上市公司屬于“一帶一路”概念板塊則定義為1，否則為0.Nodecity和Keyind分別表示上市公司是否屬于《愿景與行動》中確定的節(jié)點城市和重點合作產(chǎn)業(yè).

第四，排除替代性解釋.考慮到北部灣城市群建設(shè)的實施時間與“一帶一路”倡議實施時間較為相近，因此，控制了這一政策實施對本文基本研究發(fā)現(xiàn)的影響.以上結(jié)果進一步加強了本文基本研究發(fā)現(xiàn)的可靠性和穩(wěn)健性.

4 結(jié)束語

作為中國政府推動的一項長期國家戰(zhàn)略，“一帶一路”倡議是中國旨在加強國內(nèi)市場與全球市場之間經(jīng)濟聯(lián)系的新經(jīng)濟戰(zhàn)略.然而，學術(shù)界對于“一帶一路”倡議產(chǎn)生真實效應(yīng)的理解還只是剛剛開始，對于其對地區(qū)比較優(yōu)勢形成以及微觀主體行為決策還缺乏深入的研究和全面的認識.“一帶一路”重點省份對倡議的實施負有更大的責任和義務(wù)，同時也享有更多的政策優(yōu)惠和資源傾斜，進而使不同省份之間形成比較優(yōu)勢的外生差異，這為本文考察目標方的政策支持比較優(yōu)勢可以創(chuàng)造協(xié)同效應(yīng)提供了理想的研究情境.

使用2011年—2018年跨省并購的收購方省份—目標方省份—年度觀測值，構(gòu)建雙重差分模型考察“一帶一路”倡議提出對企業(yè)跨區(qū)域并購決策的影響.研究結(jié)果表明當目標方所在省份為“一帶一路”倡議重點省份，而收購方所在省份為非重點省份時，公司對該省份公司的并購數(shù)量(金額)為0.004 0(0.006 5).相對于其樣本均值，其增加了19.90%(21.45%).本文進一步考察了這一結(jié)果是由收購方的推動效應(yīng)還是由目標方的拉動效應(yīng)所驅(qū)動.研究結(jié)果表明目標方所在省份的政策比較優(yōu)勢可以顯著吸引收購方的并購活動，拉動效應(yīng)占據(jù)主導.

下面考察“一帶一路”倡議產(chǎn)生的比較優(yōu)勢促進跨區(qū)域并購的具體作用機制.研究結(jié)果表明“一帶一路”倡議顯著提高了重點省份公司的融資能力和對外直接投資水平，當?shù)鼐哂羞@些比較優(yōu)勢的公司被其他省份公司并購的可能性顯著提高，并且并購后公司的融資和“走出去”能力顯著提升.然后，利用收購方的融資約束和全要素生產(chǎn)率在橫截面上的差異來進一步證實目標方的融資和“走出去”優(yōu)勢是并購流向“一帶一路”倡議重點省份的關(guān)鍵驅(qū)動力.研究結(jié)果表明目標方所在省份由“一帶一路”倡議重點省份帶來的融資和對外直接投資優(yōu)勢對融資約束程度較高以及全要素生產(chǎn)率較低的收購方具有更顯著的吸引力.同時，本文還考察了目標方相對于收購方的比較優(yōu)勢對收購公司在并購公告日累計超額回報率(CAR)的影響.研究結(jié)果表明對于收購方，當其并購目標方所在省份為“一帶一路”倡議重點省份時，市場參與者的市場反應(yīng)更積極.

最后，本文進行了一系列穩(wěn)健性檢驗來加強基本研究發(fā)現(xiàn)的可靠性.第一，使用中國古代“絲綢之路”線路作為“一帶一路”重點省份的工具變量來緩解處理組選擇可能受到的內(nèi)生性偏誤的干擾.第二，執(zhí)行了相應(yīng)的測試來檢驗平行趨勢假定.第三，為了排除省份之間差異以及潛在的替代性解釋對基本研究發(fā)現(xiàn)的干擾，使用隨機的收購方和目標方進行安慰劑對照測試.以上研究結(jié)果進一步加強了本文基本研究結(jié)果的穩(wěn)健性和可靠性.

通過考察目標方的比較優(yōu)勢創(chuàng)造的并購協(xié)同效應(yīng)，從政策實施效果的區(qū)域差異視角為公司跨區(qū)域并購研究打開了一個新穎且重要的研究維度.研究結(jié)果為拓展企業(yè)邊界來獲取政策優(yōu)惠和資源支持的公司決策提供了新的理解，有助于政策制定者和利益相關(guān)者更好地理解類似的公司并購行為，如反向并購和稅負倒置的動機和后果.同時，本文研究結(jié)果也從區(qū)域競爭環(huán)境差異視角為“一帶一路”倡議的實施效果提供了一定的參考意義.