资本市场开放对企业并购融资的影响研究
——基于“陆港通”多期双重差分的经验证据

姚海鑫, 杜心宇,2, 张晓旭

(1. 辽宁大学 商学院, 辽宁 沈阳 110136; 2. 辽宁工业大学 经济管理学院, 辽宁 锦州 121001;3. 辽宁科技大学 工商管理学院, 辽宁 鞍山 114051)

随着改革开放的不断深入,我国企业并购交易活动不断增多,交易数量与金额也随之不断扩大,这使得企业难以通过自身积累完成并购交易,需要依靠外部融资来解决并购资金问题[1]。而作为市场交易的参与主体,企业的外部融资不可避免地受到资本市场的影响,市场环境的不完备会使外部融资面临挑战[2]。因此,资本市场成熟与否对于企业并购融资至关重要。近年来,我国一直秉承着资本市场开放理念。金融开放可以优化市场配置、提高投资效率、降低资本成本,从而给企业发展带来积极影响[3]。那么,资本市场的开放会给并购融资带来正面作用吗?开放后的融资环境是否得到了改善?开放对并购的融资成本、融资规模和融资约束具体会产生哪些影响?这些均有待进一步地分析和检验。

基于此,本文以沪港、深港股票市场实施交易互联互通机制(以下简称“陆港通”)这一资本市场重大开放政策为契机,研究其对企业并购融资的影响。由于我国香港资本市场境外投资者较多,因此“陆港通”政策的实施不仅为本土资本市场引入了境外资本,同时也将境外市场对上市企业行为规范的要求带进了境内市场,有助于企业治理水平的提高和信息环境的改善[4],从而影响企业并购融资。因此,将“陆港通”作为一个外生事件,运用多期双重差分法检验其对并购融资产生的影响既符合准自然实验的要求,又有一定的理论意义和现实意义。

本文的贡献主要集中在三个方面:第一,深化资本市场开放对企业并购融资行为的认识,并揭示其作用机理。资本市场开放可以提供信息增量[5]和缓解代理矛盾[6]已经得到了学者们的一致认可。通过信息环境的改善和治理水平的提高,标的企业可以提升投资效率[7]、降低融资成本[8-9]。但是,除了效率和成本外,二者对于投融资其他方面有何影响还未得到检验。因此,本文通过构建模型探讨资本市场开放对并购融资的影响,力图揭示开放对企业更多投融资行为的作用机理,展现资本市场开放的微观经济后果。第二,拓展并购融资影响因素的研究边界。既有关于并购融资行为的研究大多是围绕企业自身进行的,从交易市场方面入手的较为缺乏。资本市场作为企业并购的主要场所,探讨其开放所带来的环境变化对并购融资产生的影响有助于更全面地了解企业的融资行为,完善并购融资的研究视角。第三,运用多期双重差分法考察“陆港通”实施对标的企业并购融资的变化。本文考虑到“陆港通”的分批分次实施情况,因此采用多期双重差分法考察“陆港通”实施对企业并购融资成本、规模和约束的变化,避免了内生性问题和“一刀切”做法,更能揭示资本市场持续开放对并购所产生的影响。

一、 理论分析与研究假设

1. “陆港通”与并购外部融资成本

并购融资根据来源不同可分为内部融资和外部融资,内部即自有资金, 外部则主要为股权融资和债务融资。 由于企业的内部资金是有限的,因此,如何利用资本市场开放政策更好地进行外部融资是解决并购融资问题的关键。 首先,根据信息不对称理论,企业在进行外部融资时需要支付更高成本的原因是存在信息不对称,信息不对称问题越严重,融资成本越高[2]。 因此,若能降低企业的信息不对称水平,外部融资成本也会随之降低。与国内投资者相比,境外发达资本市场上的投资者具备更丰富的经验和更强的信息获取与处理能力[3]。 地理优势使境外投资者可以较低成本获取更多信息,能力优势可使其对信息进行更充分解读,经验优势可增加其对企业发展潜力的认知。 这些优势综合在一起有助于形成对企业并购决策的预判。 再加上境外交易市场对于信息披露的高要求以及更多分析师介入产生的分析报告[4], 促使“陆港通”实施之后,并购企业和目标企业更多的信息被披露。 信息资源的增加促使各方对并购事项更加了解,稳定了并购的投资收益, 增强了投资者的投资信心[10], 缓解了债务融资前的“逆向选择”和融资后的“道德风险”[9], 从而降低了并购时的股权融资成本和债务融资成本。

其次,境外投资者一般来讲是全球股东,对公司治理有着更高的要求,发挥着日益突出的监督作用[11]。代理理论认为,管理者同股东之间的代理问题会造成企业的投资不足或投资过度,股东同债权人之间的代理问题会造成债务融资成本增加。因此,企业的治理水平对融资成本有着直接影响。境外投资者由于市场监管机制、披露制度更加严格,因此对企业治理有着更高要求。同时,由于投资者人在境外,与境内公司存在较少的私人联结,因此为保护自身利益更愿意且有能力发挥监督作用[12],从而显著降低了管理者的机会主义行为,缓解了股东同管理者、债权人之间的利益冲突,降低了融资成本。另外,在选择并购项目时,境外投资者也更注重价值的创造[13],有效保障了并购后股东和债权人的权益,进一步促进了股权融资成本和债务融资成本的下降。

除此之外,金融全球化还可以带来风险的共担和经济的增长。一方面,若一国经济受到冲击,开放的市场可以分担部分风险,减少总的经济波动[14]。同时,境外投资者还可以通过国际投资组合分散风险,使有潜力的并购企业得到投资机会[15]。在二者的共同作用下,投资企业的投资风险降低,风险承担能力提高,所需的风险报酬下降。另一方面,由于新兴国家的投资收益较高,使得其市场对外开放后,会有大量境外资本流入,显著提高了股票市场的流动性,降低了股东对收益的期望,进而降低了并购企业所需外部融资的成本[16]。基于上述分析,本文提出研究假设H1:“陆港通”的实施可以降低并购的外部融资成本。H1a:“陆港通”的实施可以降低并购的股权融资成本。H1b:“陆港通”的实施可以降低并购的债务融资成本。

2. “陆港通”与并购外部融资规模

根据以上分析可知,企业成为“陆港通”标的后,外部融资成本显著降低。融资成本的改变可以影响企业的融资规模。具体而言,参考Harrison 等[17]构建的最优投资决策模型,企业投资最优化函数可表示为

其中,V(Kt,ξt)表示企业价值函数;Π(Kt,ξt)表示利润函数;C(It,Kt)表示投资调整成本函数;Dt为股息,其约束方程为式(2),且Dt≥0;Kt表示期初资本存量,Kt+1表示期末资本存量;δ为折旧率;It表示投资总额;nt表示内部融资;wt表示外部融资;ξt表示生产力冲击;βt+s-1表示从时期t到t+s的贴现因子。

(7)

其中,qt +1代表“边际q”;const代表常数。式(7)表示资本的影子价值等于资本增加 1 个单位后公司价值的增加。由式(6)和式(7)可知,企业投资的边际成本等于将投资推迟到明天的贴现边际成本,因此,式(6)的左边可标准化为1。同时,对式(2)中Kt、It、ξt求导,可得到式(6)的简化为

(8)

将式(4)代入式(8)得:

(9)

设λt+1=λt+θ,θ为λ的变动趋势。式(9)的两边对λ求导得:

(10)

虽然“陆港通”的实施可以吸引境外资金,但是也会导致境内资金的外流,因此其对于并购企业融资现金流的影响是积极的还是消极的需要进一步检验。有学者认为境外投资者具有信息优势和治理作用,有助于帮助企业提高股价信息含量,从而吸引到更多投资;也有学者认为境外投资者由于地理距离远、人脉关系弱而处于信息不利地位[18]。因此,企业成为“陆港通”标的后是否有助于并购时外部融资实现仍有待检验。基于上述分析,本文提出研究假设H2a:“陆港通”的实施可以扩大并购的外部融资规模。H2b:“陆港通”的实施可以缩小并购的外部融资规模。

3. “陆港通”与并购融资约束

资本市场开放对并购融资约束的影响可以分为直接和间接两种作用[19]。从直接效应的角度看,资本市场开放的主要目的是吸引境外投资者参与交易,以此来缓解境内外资本市场之间的流动限制[5]。因此,作为资本市场开放重要举措的“陆港通”政策使得企业的投资人不再只是境内投资者,还增加了境外的机构投资者和散户投资者,这不仅拓宽了企业并购时的资金来源,而且扩充了企业并购的融资渠道,为解决并购融资约束问题提供了可能。

从间接效应的角度看,信息不对称和代理问题是企业存在融资约束的两个主要来源[20]。一方面,信息不对称理论认为,当外部投资者不了解企业内部经营状况时,就会加大资金溢价、提高融资成本、减少投资机会,从而造成融资约束[21]。根据以上分析可知,“陆港通”引入的境外投资者能在一定程度上缓解企业的内外部信息不对称程度,改善信息质量,减少外部融资成本,拓展外部融资规模,尤其是当被投资企业具有并购意向时,境外投资者会利用信息优势综合考虑并购合理性并识别投资的效率性,发掘并购潜力[22],从而在缓解并购融资约束的同时保障并购效果。

另一方面,境外投资者为保障自身利益往往会采取积极的治理方式,参与企业投资决策,降低企业代理成本[6]。Chen等[23]的研究发现,独立的长期机构投资者可及时撤回不良收购,降低由于管理者同股东目标不一致而造成的融资约束,提高企业并购绩效。同时,Bena 等[15]的研究认为,境外投资者在投资标的选择上的导向会作为一种信号机制在资本市场上体现,引发境内投资者的跟随。因此,“陆港通”政策的实施可以有助于企业代理问题的缓解和并购效率的提高,从而达到降低并购融资约束的目的。基于上述分析,本文提出研究假设H3:“陆港通”的实施可以缓解并购的融资约束程度。

二、 研究设计

1. 样本选择与数据来源

由于“陆港通”政策中的沪港通是从2014年开始实施,因此本文将2014—2019年数据设定为实施后的样本期间,2010—2013年数据设定为实施前的样本期间。本文从CSMAR数据库中选择了2010—2019年期间发生的3 301个并购事件为初始样本,然后按照以下标准对其进行筛选[24]:选择公告方为买方的并购;剔除并购公司为金融行业的并购;剔除未成功的并购交易;剔除ST类、*ST类和主要变量存在数据缺失的并购;剔除交易金额小于100万元的并购;如果同一家上市公司一年内连续发生多次并购事件,只选择当年规模最大的交易事件作为研究样本。经过筛选,得到3 226个并购样本数据。然后,再进行如下处理:首先,根据“陆港通”的试点公司名单来确定处理组样本。自2014年4月10日沪港通试点正式得到批准起,标的股票数量就不断发生变动调整,截至2019年12月31日,符合条件的沪港通股票数量为903只,深港通股票数量为342只,总数量为1 245只。其次,对并购企业和“陆港通”企业进行匹配,最终得到771个匹配值。其他数据除并购时资产来源于Zephyr数据库外,其他均来自CSMAR数据库,并且,为消除极端值的影响,本文对全部连续变量进行了1%和99%分位上的缩尾处理。为缓解潜在异方差及序列自相关对回归结果的干扰,本文对所有系数采用了异方差稳健性标准误方法进行调整。

2. 模型设计与变量定义

(1) 研究模型。“陆港通”中的沪港通和深港通是分批先后进行的,因此涉及多个政策时点,为本文采用多期双重差分方法提供了外部条件。借鉴已有关于多期双重差分模型的设计[25],本文中“陆港通”对并购融资问题的基准研究模型如下:

式(11)考察“陆港通”对股权融资成本(Re)和债务融资成本(Rd)的影响;式(12)考察“陆港通”对外部融资规模(Scale)的影响;式(13)考察“陆港通”对融资约束(SA)的影响。其中,α0、β0、λ0代表常数项;α1代表“陆港通”企业在标的年份对融资成本的影响,若显著为正代表“陆港通”的实施可以提高并购的外部融资成本;β1代表“陆港通”企业在标的年份对融资规模的影响,若显著为正代表“陆港通”的实施可以提升并购的外部融资规模;λ1代表“陆港通”企业在标的年份对融资约束的影响,若显著为正则代表“陆港通”的实施会缓解企业的融资约束程度(因为SA数值与企业融资约束程度成反比);α2、β2、λ2代表“陆港通”标的企业对融资成本、融资规模以及融资约束的影响;α3、β3、λ3代表“陆港通”标的年份对融资成本、融资规模以及融资约束的影响;α4、β4、λ4代表控制变量(Control)的系数;Year代表年度固定效应;Industry代表行业固定效应;ε为随机误差项。

(2) 被解释变量。被解释变量包含以下四个变量。

① 股权融资成本(Re)。对于股权融资成本的度量,现有研究广泛使用的模型有GLS、CT、OJ、PEG、MPEG 等。由于PEG(市盈率增长)模型较符合中国市场且计算的股权融资成本最准确[26],因此,本文在主回归采用Easton[27]提出的PEG模型计算股权融资成本。具体计算公式如下:

(14)

其中,EPS1和EPS2分别代表分析师预测的t+1、t+2年每股收益;P0表示目标年度上年末股票的收盘价。为保证结果的稳健性,本文采用OJ模型进行替代检验。OJ模型的股权融资成本计算公式如下:

(15)

其中,(γ-1)指企业长期盈余增长率;δ*指股票目标年度之前三年的平均股利支付率。

② 债务融资成本(Rd)。债务融资成本是指企业进行债务性融资时所发生的全部费用。本文参考王皓非等[28]的研究,选择能代表筹集生产经营所需全部资金的财务费用与公司平均负债的比值来衡量债务融资成本。其中,负债包括短期借款、1年内到期的长期借款、长期借款、应付债券、长期应付款和其他长期负债。

③ 外部融资规模(Scale)。本文研究的外部融资包括股权融资和债务融资,因此,外部融资规模为企业并购时采用的股权融资和债务融资二者金额之和。根据融资方式编码,先筛选出采用股权/债务融资或二者兼有的并购企业,再将其股权/债务融资的金额之和取对数,得到企业并购时的外部融资规模(若没有采取外部融资,则金额为0)。

④ 融资约束(SA)。融资约束的度量指标有单变量和多变量两大类。由于单变量指标所反映信息过于局限,因此本文采用多变量SA指数来进行检验。该指标不仅避免了内生性变量,而且能较综合全面地反映企业融资约束程度[29]。具体计算公式为:SA=- 0.737×Size+0.043×Size2-0.04×Age,Size和Age分别代表并购时的企业规模和企业年龄。SA指数值越小,说明企业所受融资约束程度越高。

(3) 解释变量。Treat为参与“陆港通”政策实施企业的虚拟变量,如果并购企业在样本期间被列示在“陆港通”试点名单中则取值为1,否则为0;Post为“陆港通”政策实施时间的虚拟变量,企业加入“陆港通”名单的当年及以后取值为1,否则为0。本文重点关注Treat×Post 的回归系数,表示“陆港通”实施对并购融资成本、规模和约束的作用。

(4) 控制变量。为了缓解其他变量带来的缺失变量偏误和内生性问题,本文加入了财务层面包括企业规模(Size)、流动资产比率(Liq)、总资产增长率(Growth)、流动比率(CR)、现金流量比率(CFO)、资产收益率(ROA)、现金比率(Cash)等变量;管理层面包括管理层持股比(MSH)、董事会规模(Bsize)等变量;交易层面包括交易比例(Ratio)等变量的滞后一期数据进行控制。具体主要变量定义详见表1。

三、 实证分析

1. 描述性统计

表2报告了本文主要变量的描述性统计结果。从表2可以看出,样本期间股权融资成本Re均值为0.105,债务融资成本Rd均值为0.012,说明样本企业的股权融资成本远大于债务融资成本;外部融资规模Scale均值为9.441,标准差为9.271,说明样本企业的外部融资规模有很大的波动性;融资约束SA均值为3.870,最小值为1.457,最大值为8.496,说明所有样本企业都受到了不同程度的融资约束;“陆港通”企业Treat×Post的均值为0.239,说明约23.9%的并购样本成为了“陆港通”标的企业;其余变量的结果说明数据分布都在正常范围内。

表2 描述性统计

2. 平行趋势检验

使用双重差分模型进行估计的一个重要假设条件是满足平行趋势(parallel trend),即在“陆港通”之前,样本企业的融资情况呈现相似的变动趋势,否则双重差分方法可能会高估或低估“陆港通”的影响。为检验平行趋势假设,本文参考Serfling[30]对多期准自然实验情境下平行趋势的检验方法,构建类似的双向固定效应动态估计模型如下:

其中,βt表示虚拟年份的处理组和控制组差异;Treati×Posti,t中i取值[-3,4]分别表示并购企业加入i年(三年前至四年后期间)对实验组公司取1的虚拟变量。表3报告了“陆港通”对并购融资影响的动态性分析结果。由表3可知,Treat×Post虚拟变量在“陆港通”实施三年前、两年前、一年前的系数均不显著,Scale的系数在实施当年开始显著,Re、Rd以及SA的系数在实施一年后才开始显著,说明本文的数据满足平行趋势假设,可以使用双重差分方法对模型进行估计。

表3 动态平行趋势检验

3. 实证结果分析

表4显示了“陆港通”政策对并购融资影响的总体结果。 列(1)为“陆港通”对股权融资成本的影响, Treat×Post的系数为-0.141, 在1%(t=-2.648)水平下显著为负, 说明“陆港通”实施后,企业的股权融资成本下降, 假设H1a得到检验; 列(2)为“陆港通”对债务融资成本的影响, Treat×Post的系数为-0.084, 在10%(t=-1.826)水平下显著为负, 说明“陆港通”实施后, 企业的债务融资成本下降,假设H1b得到检验。两列结果均表明,相比于没有加入的企业,“陆港通”标的企业的外部融资成本得到了显著减少,表明“陆港通”政策对并购外部融资成本的降低有促进作用,假设H1得到验证。

表4 基础回归结果

续表4

列(3)为“陆港通”对并购外部融资规模的影响,Treat×Post的系数为1.567,在1%(t=3.243)水平上显著为正,说明“陆港通”与外部融资规模显著正相关。因此,“陆港通”的实施降低了企业外部融资难度,改善了现金流状况,扩大了外部融资规模,假设H2a得到验证。列(4)为“陆港通”对并购融资约束的影响,Treat×Post的系数为0.176,在1%(t=3.543)水平上显著为正,说明“陆港通”与融资约束指数SA显著正相关,而SA指数越大代表企业所受的融资约束越小,因此“陆港通”政策的实施可以促进境内外资本的流动,使企业的融资约束程度得以缓解,假设H3得到验证。

4. 稳健性测试

为了保证研究结论的可靠性,本文从倾向得分匹配、更换代理变量和安慰剂检验三个方面进行稳健性测试,测试结果见表5。

表5 倾向得分匹配和更换代理变量检验结果

(1) 倾向得分匹配(PSM)。为避免样本选择性偏差问题,本文为处理组重新构造一组各方面与之匹配的控制组重新进行回归。参照Armstrong等[31]的做法,本文通过把卡尺设置为0.01来减少匹配不精准及样本损失过多问题。图1为匹配前后各特征变量标准化偏差,由图1可以看出,在进行PSM前,两组样本企业的特征变量比较分散,最大差异达到了接近100%,而经过匹配后,各变量的标准化偏差得到了很大的集中,基本控制在0附近(小于10%)。这说明,经过配比之后的两组数据得到了均衡,很好地解决了两组样本企业在个体特征上的系统性差异问题。进一步地,表5显示了PSM后的回归结果,由列(1)～(4)可知,Treat×Post的系数均通过了显著性检验,也就是表明“陆港通”显著地降低了并购企业的融资成本、扩大了融资规模、缓解了融资约束程度,与前文的估计结果一致。因此,使用PSM匹配后的数据再进行双重差分方法检验,回归结果依然不变,体现了本文结论的稳健性。

(2) 更换代理变量。本文还对主要变量的度量指标进行替换,以保证结论的稳健性。其中,股权融资成本采用OJ模型进行计算,债务融资成本采用财务费用/平均总负债进行替代,融资规模采用筹资活动产生的现金流量净额进行衡量,融资约束采用KZ指数进行测算(KZ指数与企业融资约束程度正相关)。替换指标后回归结果见表5的列(5)～(8)所示,所得结论与前述一致。

(3) 安慰剂检验。为验证本文的实证结论是“陆港通”所致,而非其他不可观测但随时间变化的因素,本文通过构建虚假制度年份这种方法进行安慰剂检验(placebo test)。具体而言,保持“陆港通”标的企业不变,但将制度的实施时间分别向前推进1年(Before1)和2年(Before2)构造“伪陆港通”时点,并使用相同的方法重新估计式(11)～(13)。如果本文结论主要由“陆港通”所致,则采取以上方法所得的“伪陆港通”虚拟变量回归系数应不显著。由表6可知,无论是向前推进1年还是2年,列(1)～(8)的“伪陆港通”虚拟变量均未通过显著性检验,说明使用虚拟的资本市场开放政策并不会对并购融资情况产生影响,因此企业融资水平的改变是由于“陆港通”引起的而不是其他因素,增强了本文结论的稳健性。

表6 安慰剂测试结果

四、 “陆港通”对企业并购融资的进一步研究

1. 异质性检验

资本市场开放对所有企业产生的影响是否是同质的,这也是学者们重点关注的一个问题。由于自身特征的不同,各企业对于政策的解读和具体操作都会存在一些差异。因此,本文通过分组方式探讨“陆港通”对并购融资问题的横截面差异。

(1) 基于并购类型的检验。根据并购类型的不同,企业并购可以分为多元化并购和非多元化并购。非多元化并购由于产品类型相近或产业链相关,并购后更容易在短期内改善现金流,增加融资能力[32]。而多元化并购由于并购双方差异较大,可能会增加并购后的整合时间,提高并购融资的不确定性。因此,为了考察“陆港通”前后并购类型如何调节企业融资情况,本文将所有样本分为多元化并购组和非多元化并购组进行检验,结果见表7。

表7 基于并购类型的异质性检验

从表7中可以看出,“陆港通”对非多元化并购的Treat×Post系数通过了显著性检验,而对多元化并购的Treat×Post系数均未通过显著性检验。由此可以说明,“陆港通”政策对非多元化并购的企业融资作用效果更加明显,非多元化并购的“陆港通”标的企业前后融资差异更大。

(2) 基于关联性质的检验。由于特殊的制度背景,关联并购在中国资本市场上大行其道,上市公司控股股东可能会通过关联交易进行利益输送。因此,关联并购更可能是利益输送的工具而不是真正意义上的并购。为了考察“陆港通”前后关联交易对融资情况的影响,本文分为关联企业组和非关联企业组分别进行检验,结果见表8。

表8 基于关联性质的异质性检验

由表8可以看出,“陆港通”对非关联企业的Treat×Post系数通过了显著性检验,而对关联企业的Treat×Post系数均未通过显著性检验。由此可以说明,“陆港通”对非关联企业的融资作用效果更加明显,说明非关联企业之间的交易可能更加依赖资本市场,因此资本市场政策变化对其影响更加显著。

2. 影响机制分析

在理论分析中,“陆港通”可以通过降低企业内外部信息不对称程度和改善治理情况从而缓解融资问题,但在基本回归中未能体现这些因素的渠道作用。因此,本文借鉴温忠麟等[33]提出的中介效应检验程序,考察信息环境和治理效应在“陆港通”对并购融资影响过程中的中介作用。具体检验步骤如下:第一步,检验解释变量对被解释变量的回归系数,见式(11)～(13),若显著则继续进行第二步;第二步,检验解释变量对中介变量的回归系数,见式(17),若显著,则进行第三步;第三步,将中介变量纳入第一步的模型中,见式(18),如果解释变量和中介变量系数都显著,则为部分中介效应;如果中介变量系数显著而解释变量系数不显著则为完全中介效应。中介效应的检验模型如下所示:

(1) 信息环境。“陆港通”可以通过利用境外投资者的信息优势和增加信息披露来缓解企业内外部的信息不对称程度。企业信息环境越好,透明度越高,并购时所需支付的外部融资成本越低,融资规模越大,融资约束越小。为检验此机制,本文采用跟踪分析师数量(Analyst)来度量企业的信息环境。Analyst数值越高,代表企业信息环境越好。具体检验结果见表9的列(1)～(5)。列(1)中Treat×Post系数为0.165(t=6.997),在1%水平上显著为正,说明“陆港通”实施后企业的分析师数量显著增加,信息环境得到明显改善。列(2)～(5)中Treat×Post和Analyst的系数均显著,说明信息环境在“陆港通”对并购融资中起到部分中介作用。其中,列(2)和(3)Analyst的系数显著为负,说明企业信息环境和外部融资成本之间呈反向变动,“陆港通”政策实施后引起的信息环境改善可以显著降低企业的外部融资成本;列(4)和(5)Analyst的系数显著为正,说明企业信息环境和外部融资规模、融资约束指数SA之间呈同向变动,“陆港通”政策实施后企业信息透明度的提高可以扩大企业的外部融资规模和缓解企业的融资约束程度。因此,信息环境的渠道作用得以识别。

表9 影响机制分析

续表9

(2) 治理效应。境外市场更严格的治理标准和境外投资者积极的治理监督可以带来企业代理问题的缓解,进而影响并购融资。治理效应越好,代理成本越低,越能吸引投资者,并购融资越容易。为检验此机制,本文采用管理费用收入率(Cost)来度量企业的治理情况。Cost数值越高,代表企业代理成本越高、治理水平越低。具体检验结果见表9的列(6)～(10)。列(6)中Treat×Post系数为-0.064(t=-2.063),在10%水平上显著为负,说明“陆港通”实施后企业的代理成本显著降低,企业得到了更好的治理监督。列(7)～(10)中Treat×Post和Cost的系数均显著,说明治理效应在“陆港通”对并购融资中起到部分中介作用。其中,列(7)和(8)Cost的系数均显著为正,说明企业代理成本和外部融资成本之间呈同向变动,“陆港通”政策实施后引起的治理水平提高可以显著降低企业的外部融资成本;列(9)和(10)Cost的系数显著为负,说明企业代理成本和外部融资规模、融资约束指数SA之间呈反向变动,“陆港通”政策实施后治理水平的提高可以扩大企业的外部融资规模和缓解企业的融资约束程度。因此,治理效应的渠道作用得以识别。

3. 并购效果

“陆港通”的实施降低了企业的并购融资难度,扩大了并购融资规模。那么,这些变化会对并购的结果产生怎样影响呢?本文通过构建式(19)和(20)来检验“陆港通”对并购效率和绩效的影响:

Efficiencyi,t=β0+β1Treati×Posti,t+β2Treati+β3Posti,t+

∑β4Controli,t-1+∑Year+∑Industry+εi,t

(19)

ΔROEi,t=β0+β1Treati×Posti,t+β2Treati+β3Posti,t+

∑β4Controli,t-1+∑Year+∑Industry+εi,t

(20)

其中,Efficiencyi,t代表并购效率,用实际并购天数来进行度量;ΔROEi,t代表并购绩效,用并购前后2年公司净资产收益率的变动值来进行度量。回归结果见表10。

由表10中列(1)可知,Treat×Post系数显著为负,说明企业成为“陆港通”标的后并购时间显著缩短,并购效率有所提高;由列(2)可知,Treat×Post系数显著为正,说明企业成为“陆港通”标的后并购绩效显著增加,企业价值有所提升。形成这种现象的原因可能一方面是“陆港通”政策实施后企业因外部所需资金受限而放弃投资机会的可能性降低,并购机会可选择性增多;另一方面是境外投资者专业的信息获取与处理能力能够高效地识别非效率投资,从而提高了并购收益。因此,企业应积极响应“陆港通”政策,这不仅有助于并购融资问题的缓解,而且有助于并购绩效的提升。

表10 并购效率检验

五、 结论与政策建议

本文借助“陆港通”实施这一外生事件,以2010—2019年中国A股并购企业为样本,运用多期双重差分法考察了资本市场开放之后,境外资本的引入对企业并购融资情况的影响。研究发现:①“陆港通”政策实施后,并购的股权和债务融资成本得以降低、外部融资规模得以扩大、融资约束得以缓解,且在采用倾向匹配得分以及更换代理变量方法进行稳健性测试后,结果依然显著。②通过异质性分析发现,“陆港通”对并购融资的作用在非多元化并购和非关联企业中更加显著。③为了进一步弄清“陆港通”对并购融资问题的影响机理,本文分别基于信息环境和治理效应进行中介检验,结果表明“陆港通”的实施可以缓解企业的信息不对称问题,降低企业的代理成本,从而改善并购的融资环境,提升并购效果。

基于此,本文提出如下政策建议:①并购企业应积极响应“陆港通”政策。本文的研究结论表明,“陆港通”政策的实施有助于并购融资水平的提升和并购收益的提高。因此,并购企业应充分利用该契机,积极成为“陆港通”标的,从而为并购活动的顺利进行提供保障。②努力引入更多成熟的境外机构投资者。“陆港通”可以对并购企业起到正向作用的原因之一是引进了能力和经验都相对丰富的境外投资者,尤其是机构投资者。机构投资者可以为市场带来更加理性的投资观念和更强的竞争力。由于我国企业目前的机构投资者占比仍然达不到最优水平,因此,应通过市场开放这一政策主动吸引更多的境外成熟机构投资者投资,从而实现中国资本市场的高质量快速发展。③健全监管制度和改善监管环境。虽然资本市场开放后,企业的代理问题有所缓解,监管环境有所改善,但是若想进一步加强市场间的交流就需要制定更详细的规章制度和营造更良好的监管环境,从而保障融资的效率和投资的安全。④关注资本市场与国际大环境的协调推进。资本市场开放是一个循序渐进的过程,在这期间,需要平衡好对外开放和风险管控之间的关系,作好中国经济与全球经济的衔接,不能盲目冒进,要稳步实现国内与国际的接轨。