并購行為與市場勢力：基于中國A股企業(yè)的分析

白雪潔，孫紅印，汪海鳳

(1. 南開大學 經(jīng)濟與社會發(fā)展研究院， 天津 300071；2.南開大學 經(jīng)濟學院，天津 300071)

并購行為與市場勢力：基于中國A股企業(yè)的分析

白雪潔1，孫紅印2，汪海鳳2

(1. 南開大學 經(jīng)濟與社會發(fā)展研究院， 天津 300071；2.南開大學 經(jīng)濟學院，天津 300071)

摘要：并購行為是否必然影響企業(yè)的市場勢力？在處于經(jīng)濟轉(zhuǎn)型時期的中國市場有何不同？這是企業(yè)關(guān)心的重要問題。本文利用2007-2013年中國A股工業(yè)類上市企業(yè)面板數(shù)據(jù)，在新產(chǎn)業(yè)組織生產(chǎn)法模型的基礎(chǔ)上采用基于傾向得分匹配的雙重差分計量方法直接測度企業(yè)的市場勢力，考察企業(yè)并購行為對市場勢力的作用。實證結(jié)果表明，不同于其他市場上的顯著關(guān)系，在中國A股市場中，上市企業(yè)的并購行為與企業(yè)市場勢力的形成和變化沒有顯著的相關(guān)關(guān)系。

關(guān)鍵詞：并購行為；市場勢力；新實證產(chǎn)業(yè)組織

一、問題提出

近年來隨著中國資本市場的不斷健全和經(jīng)濟轉(zhuǎn)型的不斷深化，中國上市企業(yè)的并購活動日漸活躍，呈逐年上升趨勢。據(jù)統(tǒng)計，僅2014年，在上海證券交易所和深圳證券交易所上市的企業(yè)發(fā)生并購事件超過4000次*數(shù)據(jù)來源：Wind資訊中國上市公司并購庫。。Weston認為從微觀視角來看，主導(dǎo)并購的企業(yè)發(fā)起并購活動的目標主要可以分為以下幾類：一是解決委托代理中存在的低效率問題；二是獲得經(jīng)營協(xié)同效應(yīng)和財務(wù)協(xié)同效應(yīng)； 三是企業(yè)進行戰(zhàn)略性重組或者進行市場和資源再分配； 四是獲得被并購企業(yè)價值低估的好處； 五是獲得稅收優(yōu)惠和傳送信息；六是形成并獲得市場勢力[1]。顯然，發(fā)起并購活動企業(yè)的主要目標之一是通過并購形成并提高市場勢力，進而提高企業(yè)的市場競爭力?？墒?，一個自然而現(xiàn)實的問題是，企業(yè)的并購行為真的能提高其市場勢力嗎？

目前理論界對這個問題并沒有統(tǒng)一的答案。一部分經(jīng)濟學家認為并購可以提高企業(yè)的市場勢力。Barton & Sherman[2]等人的理論分析表明，并購有助于主并購企業(yè)構(gòu)筑進入壁壘，形成并提高其市場勢力。Vita and Sacher[3]等人的實證研究也顯示，企業(yè)的并購行為與其市場勢力存在正向關(guān)系，這種關(guān)系在計量上是顯著的。另一部分經(jīng)濟學則認為企業(yè)的并購行為可能損害其市場勢力。Ellert[4]的研究表明，主并購企業(yè)希望通過并購獲得并提高市場勢力或者取得其它與公司規(guī)模擴大有關(guān)的非競爭性優(yōu)勢的努力往往會遭到反壟斷力量的狙擊，因而不能實現(xiàn)其目標。Moeller[5]的實證分析顯示，并購有可能導(dǎo)致企業(yè)市場勢力被削弱，這或許是因為公司的實際控制人與職業(yè)經(jīng)理人的目標不一致造成的。Focarelli and Panetta[6]利用銀行業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)的實證結(jié)果也表明企業(yè)的并購行為對其市場勢力存在負向作用。

以上的研究都是基于西方市場經(jīng)濟條件下的理論和經(jīng)驗進行的分析，針對中國市場中企業(yè)并購行為的研究可以大致歸為三類。一類是上市公司并購活動的類型與績效之間的關(guān)系研究[7-9]；第二類是探討中國特色制度環(huán)境下企業(yè)并購行為選擇問題[10-12]；第三類是中國本土上市公司跨國并購的績效分析[13-15]。顯然，在針對中國本土企業(yè)并購行為的研究中，大部分文獻將注意力集中在了并購績效和并購類型及其影響因素的分析上，忽視了并購行為與市場勢力關(guān)系在中國市場上的表現(xiàn)。然而，正如Weston所言，企業(yè)并購行為的主要目標之一是提升其市場勢力[1]。因此，基于中國制度環(huán)境下和市場經(jīng)濟條件下企業(yè)并購行為與市場勢力的研究顯得尤為必要，這有助于科學評價中國市場上企業(yè)并購行為的得失利弊，對政府有針對性地制定經(jīng)濟政策以及企業(yè)并購行為的選擇具有重要的現(xiàn)實意義。

為此，本文將利用中國A股工業(yè)類上市企業(yè)微觀層面面板數(shù)據(jù)，在新產(chǎn)業(yè)組織理論的基礎(chǔ)上構(gòu)建一個實證模型，直接測度企業(yè)并購行為對市場勢力的影響，以此來探討中國市場上企業(yè)并購與市場勢力的關(guān)系。與已有文獻相比，本文具有以下特點：一方面，在研究方法上，在Konings et al.[16]模型的基礎(chǔ)上利用基于傾向得分匹配的雙重差分估計量方法測度市場勢力，有效克服了不可觀測因素帶來的內(nèi)生性問題以及回歸過程中樣本選擇偏差和異質(zhì)性偏差問題[17]；另一方面，在結(jié)論方面與國外研究也有所不同，在中國市場中，企業(yè)的并購行為與其市場勢力的變動沒有顯著關(guān)系。亦即，企業(yè)通過并購實現(xiàn)提升市場勢力的目的并不一定能夠?qū)崿F(xiàn)。因此，當企業(yè)希望通過并購提升市場勢力時，應(yīng)該審慎。

本文余下的安排如下：第二章闡述企業(yè)并購與市場勢力的理論聯(lián)系，第三章構(gòu)建測度模型并對樣本進行必要說明，第四章是實證結(jié)果及分析，結(jié)論和政策建議作為第五章。

二、理論與聯(lián)系

企業(yè)的并購行為分為三種類型：橫向并購、縱向并購和混合并購，企業(yè)并購行為的類型不同，決定了其影響市場勢力的機制和路徑不盡相同。

首先是橫向并購，這種并購是指消費者相關(guān)、產(chǎn)品相互替代的企業(yè)合并在一起。橫向并購主要通過三條路徑影響主并購企業(yè)的市場勢力。其一，橫向并購導(dǎo)致的直接結(jié)果是在一定時期內(nèi)減少了市場上的企業(yè)數(shù)量，在潛在進入者未進入市場之前，并購后的企業(yè)可以降低產(chǎn)品產(chǎn)量，而其他企業(yè)在短時間內(nèi)無法提高產(chǎn)量。由此減少了產(chǎn)品在市場上的供應(yīng)，從而提高了產(chǎn)品的市場價格，進而使其市場勢力得到提升[18]。其二，橫向并購能夠帶來成本節(jié)約。Lichtenberg and Siegel[19]等的實證結(jié)果表明，因為成本協(xié)作效應(yīng)，橫向并購可以降低并購企業(yè)的固定成本和可變成本。借助成本優(yōu)勢，并購后的企業(yè)可以降低產(chǎn)品價格至邊際成本，迫使其他企業(yè)因虧損退出市場?；蛘呓档蛢r格并保證價格降低幅度小于邊際成本的降低幅度，通過這種方式主動進行價格戰(zhàn)爭，而經(jīng)營效率低下、無法有效降低生產(chǎn)成本的企業(yè)則無法跟進，從而失去市場份額，被迫退出市場。其三，橫向并購能夠?qū)崿F(xiàn)并購后企業(yè)的規(guī)模經(jīng)濟效應(yīng)。Singal[20]的實證結(jié)果顯示，產(chǎn)品市場上并購后企業(yè)的市場份額達到一個較高的特定值時，就會顯著提升市場的反競爭效應(yīng)，直接結(jié)果就是提高了企業(yè)的市場勢力。這是因為當并購后企業(yè)的市場份額足夠高時，一方面會顯著提升其對上下游企業(yè)的話語權(quán)，從而加大了潛在競爭者進入成本，形成進入壁壘，另一方面增加了合謀成功的可能性，進而提高其市場勢力。

其次是縱向并購，這種并購是指垂直的生產(chǎn)鏈中處于不同位置企業(yè)的合并。縱向并購影響企業(yè)市場勢力的脈絡(luò)同樣可以歸為三條。第一，如果一家企業(yè)并購了其上游企業(yè)(生產(chǎn)鏈中距離最終消費者較遠的企業(yè))或下游企業(yè)(生產(chǎn)鏈中距離最終消費者較近的企業(yè))，那么企業(yè)可以向分銷商或需求方作出嚴格而可信的承諾：在未來提供穩(wěn)定而充足的產(chǎn)品，即不會出現(xiàn)產(chǎn)品斷供和產(chǎn)品超額供應(yīng)。因為產(chǎn)品斷供會增加分銷商的機會成本，給其聲譽帶來不利影響，而產(chǎn)品的超額供應(yīng)會造成產(chǎn)品未來市場價格的降低預(yù)期，這會增加分銷商的盈利風險。因此，當上下游企業(yè)合并后，自然能夠在與分銷商的價格談判中占據(jù)主動，獲得較高價格，甚至有可能簽訂排他性協(xié)議，進而形成并提升自身的市場勢力[21]。第二，一個控制或影響了上游必需投入品價格的縱向并購企業(yè)，可以通過提高這種必需投入品的價格增加水平競爭對手的生產(chǎn)成本，進而將其逐出市場；也可以通過控制必需投入品的供應(yīng)量將水平競爭對手至于不利境地，增加競爭對手的機會成本[22]。毫無疑問，無論是提高必需投入品的價格還是控制供應(yīng)量都形成并提高了并購后企業(yè)的市場勢力[23]。最后，縱向并購可以避免經(jīng)濟效率的損失。在發(fā)生縱向并購之前，幾家企業(yè)分開生產(chǎn)，那么每家企業(yè)都會擁有局部的市場勢力并可能獲得較高價格，從而降低了這幾家企業(yè)的總收入以及整個經(jīng)濟體系的效率，在縱向并購的相關(guān)研究中，將這種損失稱為“二次邊際化”[24]。發(fā)生縱向并購以后，幾家企業(yè)變成了單一的決策主體，一些交易成本被節(jié)省，一些不利的外部因素被內(nèi)部消化，這就降低了并購后企業(yè)的生產(chǎn)成本。成本優(yōu)勢自然可以構(gòu)成進入壁壘，一方面可以幫助并購后企業(yè)在水平競爭中處于優(yōu)勢地位，另一方面阻止?jié)撛诟偁幷叩倪M入，達到提高市場勢力的效果。

第三種是混合并購，這類并購是指產(chǎn)品沒有明顯替代關(guān)系和互補關(guān)系的企業(yè)間的合并?；旌喜①徶饕ㄟ^范圍經(jīng)濟和降低交易成本來影響并購后企業(yè)的市場勢力。在混合并購后出現(xiàn)的多元化綜合性企業(yè)中容易實現(xiàn)范圍經(jīng)濟[25]。因為這類企業(yè)具有運用相同的投入產(chǎn)品和生產(chǎn)線生產(chǎn)出一系列產(chǎn)品的能力，例如在可口可樂并購匯源后，可口可樂的生產(chǎn)線可以用于生產(chǎn)后者；同樣的市場營銷可以給企業(yè)生產(chǎn)的各類產(chǎn)品銷售帶來有利影響，并且一系列的廣告和促銷活動形成的品牌聲譽及忠誠度可以被各類產(chǎn)品分享；各類產(chǎn)品同樣可以運用企業(yè)的研發(fā)成果。至于交易成本，包括尋找原材料的搜索成本、供應(yīng)合同的協(xié)商、監(jiān)督和執(zhí)行成本，特別是特殊的資產(chǎn)和知識密集型的資產(chǎn)交易時產(chǎn)生的交易成本，這些交易成本將在混合并購后被節(jié)省[26]。范圍經(jīng)濟和節(jié)省交易成本提高了并購后企業(yè)的生產(chǎn)效率，顯著降低運營成本，保證了企業(yè)在市場競爭中處于優(yōu)勢地位并形成市場勢力。此外，并購企業(yè)具有利用搭售或捆綁手段將一個市場中的市場支配力傳遞到另一個市場的能力和動機，從而形成進入壁壘，進行市場封鎖、形成市場勢力[27]。

三、模型構(gòu)建

(一)基準模型

本文研究建立在Konings et al.[16]模型基礎(chǔ)上。Hall從標準生產(chǎn)函數(shù)出發(fā)，構(gòu)建了最基礎(chǔ)的市場勢力測度模型，但是該模型不能排除不可觀測的生產(chǎn)率要素對投入產(chǎn)生的沖擊。Konings et al.[16]利用以價格為基礎(chǔ)的原始和對偶索洛余值的共同部分巧妙地解決了這個問題，得到了本文的基礎(chǔ)模型：

(yit+pit)-αLit(lit+pLit)-αMit(mit+pMit)-(1-αLit-αMit)(kit+pKit)=βit[(yit+pit)-(kit+pkit)]

(1)

其中，pLit、pMit、pKit和pit分別是工資、原材料投入、資本價格以及產(chǎn)出價格的增長率，βit是企業(yè)i在在時間t的勒納指數(shù)，本文用來度量市場勢力。

根據(jù)(1)式，只要獲得企業(yè)產(chǎn)出值(pityit)、勞動力投入(pLitlit)、原材料投入(pMitmit)和資本投入(pKitkit)，就可以計算出市場勢力。

用dY定義方程(1)的左端，表示對偶索洛余值與原始索洛余值的差,用dX表示方程(1)的右端，再加上一個白噪聲誤差項υit，由此可得到一個簡單易用的方程：

dYit=βitdXit+υit

(2)

(2)式是本文實證模型的基礎(chǔ)。

(二)雙重差分估計模型

本文目的在于探討企業(yè)的并購行為對其市場勢力的影響。為此，我們將考察發(fā)生并購前后企業(yè)市場勢力的差異。但是在實證過程中，如果不加處理直接比較兩組企業(yè)，將產(chǎn)生兩個問題。一個是可能的選擇性偏差，因為企業(yè)的并購行為并非隨機發(fā)生，對非隨機樣本進行估計就會產(chǎn)生樣本選擇性偏差。二是異質(zhì)性偏差，因為發(fā)生并購的企業(yè)與未發(fā)生并購企業(yè)的部分市場勢力差異可能源自企業(yè)的內(nèi)生因素，這些因素不隨時間變化或者不可觀測，直接進行比較可能會產(chǎn)生異質(zhì)性偏差。為解決這兩個問題，本文將采用基于傾向得分匹配的雙重差分法對樣本進行處理。

接下來進行傾向得分匹配，匹配的方法就是從對照組(Control)中尋找與發(fā)生并購的企業(yè)發(fā)生并購概率最為接近的未發(fā)生并購企業(yè)，以解決選擇性偏差。也就是說，如果不發(fā)生并購，這兩組企業(yè)市場勢力的時間變化路徑是平行的。本文選擇Rosenbaum and Rubin[28]提出的傾向得分匹配法來進行匹配。企業(yè)發(fā)生并購行為的概率公式為：

p=Pr{dmit=1}=Φ{Xit}

(3)

其中，p為企業(yè)發(fā)生并購行為的概率，Φ{·}表示一個正態(tài)累積分布函數(shù)。從這個方程可以得到每個企業(yè)發(fā)生并購的預(yù)測概率，傾向得分匹配就是將預(yù)測概率值p相近的企業(yè)進行配對[17]。在(3)式中，Xit為影響企業(yè)并購行為的因素，稱為匹配變量或協(xié)變量(Covariate)，本文選用企業(yè)的營業(yè)收入、中間品投入、固定資產(chǎn)、流動負債和應(yīng)付利息作為匹配變量。

再次，采用雙重差分法。在完成匹配之后，我們得到一個二維的虛擬變量dMit=[1,0]，其中dMit=1表示i為發(fā)生并購行為的企業(yè)，dMit=0表示i為未發(fā)生并購的企業(yè)。同時，構(gòu)造一個時間虛擬變量dT=[1,0]，dT=1表示企業(yè)發(fā)生并購之后的時期，dT=0表示企業(yè)并購之前的時期。其中，T=1,2,3不同的取值，表示發(fā)生并購后的不同時期，以此考察并購發(fā)生后不同滯后時期市場勢力差異。最終，得到本文的回歸模型：

dYit=β1itdXit+β2itdXitdMit+β3itdXitdT+β4itdXitdMitdT+υit

(4)

其中，β4it體現(xiàn)了并購前后企業(yè)市場勢力的變化，是本文考察的主要變量。

(三)變量的度量和樣本描述

1.變量的度量。從企業(yè)的會計信息中可以得到本文實證模型所需要的企業(yè)層面的數(shù)據(jù)。我們用企業(yè)的主營業(yè)務(wù)收入度量PitYit；用企業(yè)支付給職工以及為職工支付的現(xiàn)金度量PLitLit；用企業(yè)購買商品、接受勞務(wù)支付的現(xiàn)金度量PMitMit；用固定有形資產(chǎn)凈值年平均余額度量Kit；至于資本的租賃價格PKit，我們沿用HallandJorgenson[29]的定義，令Pkit=PI(rit+δit)，其中PI為中國的年度投資價格指數(shù)，rit為每一時期的實際利率，用企業(yè)的利息支付與總負債的比值減去當期中國年度通貨膨脹率，δit是企業(yè)每一時期的折舊率，在有些文獻中，為這個變量賦值10%或15%，在本文中，我們認為企業(yè)每一時期的折舊率為15%*15%是文獻中最常用的資產(chǎn)折舊率，如Hall和 Mairesse(1995)、吳延兵(2008)等。。為實證方便，我們將在運算過程中采用上述變量的對數(shù)形式。

2.樣本描述。本文的樣本來自Wind資訊中國上市公司數(shù)據(jù)庫。該數(shù)據(jù)庫包含了中國A股全部上市企業(yè)企業(yè)層面的微觀財務(wù)數(shù)據(jù)。本文采用的樣本包含了Wind資訊行業(yè)劃分標準中所有工業(yè)類上市企業(yè)的微觀數(shù)據(jù)，共712家，時間跨度為2007-2013年。

本文計算中所采用上市公司財務(wù)數(shù)據(jù)均來自Wind資訊上市公司財務(wù)報表數(shù)據(jù)庫，上市公司并購數(shù)據(jù)來自Wind資訊中國并購庫。

在對樣本的主要經(jīng)濟指標進行統(tǒng)計性描述之前，先對樣本進行預(yù)處理。首先刪除明顯有問題的樣本和時間上有間斷的樣本，如營業(yè)收入、中間品投入、員工工資福利這三項中一項或幾項為零的樣本，接下來在留下的樣本中選取2007-2013年持續(xù)經(jīng)營的企業(yè)作為本文要描述的樣本，共526家，主要經(jīng)濟指標的統(tǒng)計特征由表1給出。

表1　主要經(jīng)濟指標統(tǒng)計特征

本文主要分析并購行為對企業(yè)市場勢力的影響，從表2可以看出，本文實證所采用的2007-2013年樣本中，每年發(fā)生并購的次數(shù)超過了企業(yè)數(shù)量的10%，這說明并購行為已經(jīng)成為企業(yè)做大做強的主要手段之一。從時間趨勢上看，除2009年外，本文采用的樣本企業(yè)發(fā)生并購事件的次數(shù)逐年上升，在7年間增長了近一倍。因為2010年處于本文所采用樣本中的中間期，因此，本文主要考察2010年企業(yè)并購行為。

表2　企業(yè)并購的年度分布

本文首先選取只在2010年發(fā)生并購事件的企業(yè)作為處理組(Treated)，即2010年有22家企業(yè)位于處理組(Treated)，dMit=1。對照組(Control)將采用傾向得分匹配方法，與之匹配是的樣本中2007-2013年七年間一直未發(fā)生并購的企業(yè)，在對照組(Control)中，dMit=0。在本文中，將并購事件發(fā)生的當年，2010年作為并購前的時期，即dT=0，2011年及之后的時期作為并購發(fā)生后的時期，即dT=1，并且T的不同取值代表不同的滯后期。

四、實證結(jié)果及分析

(一)傾向評分的匹配結(jié)果

本文選用有回放并且允許并列(ties)的k臨近匹配算法進行傾向得分匹配，取k=1。在本文考察的樣本中，2010年有22家企業(yè)位于處理組(Treated)，190家持續(xù)未發(fā)生并購行為的企業(yè)將與之匹配。匹配之后去除未成功配對的企業(yè)，共有22家企業(yè)位于處理組(Treated)，95家企業(yè)位于對照組(Control)。為了檢驗匹配結(jié)果是否可信，本文進行匹配平衡性檢驗，檢驗結(jié)果如表3所示。

匹配平衡性檢驗主要進行兩方面的檢驗，首先是考察在匹配前(Unmatched)與匹配后(Matched)處理組(Treated)和對照組(Control)的均值是否相等，在這里采用的是t檢驗。如果滿足平衡假設(shè)，那么在匹配之后t檢驗是不顯著的。其次考察匹配前后的標準偏差，通過計算配對前后匹配變量的標準偏差，來判斷匹配效果的好壞[17]。Smith and Todd[30]的經(jīng)驗表明，標準偏差的絕對值越小，意味著匹配效果越好，Rosenbaum and Rubin[31]認為，好的匹配標準偏差在匹配后其絕對值應(yīng)小于5%。

從表3的回歸結(jié)果我們可以看出，匹配后的t統(tǒng)計量并不顯著，相伴概率均大于10%，即所有t檢驗的結(jié)果不拒絕處理組(Treated)與對照組(Control)無系統(tǒng)差異的原假設(shè)，這表明匹配后處理組(Treated)和對照組(Control)均值不存在明顯差異。同時，匹配之后除中間品投入外，各匹配變量的標準偏差絕對值均保持在5%以內(nèi)，而中間品投入的標準偏差絕對值為5.3%，接近5%，這也是可以接受的。這樣的結(jié)果意味著本文選取的匹配變量和匹配方法是恰當?shù)?，估計結(jié)果是可信的。

表3　匹配的平穩(wěn)性檢驗

(二)基于傾向得分匹配的雙重差分法估計結(jié)果

依據(jù)傾向得分匹配估計得到的處理組(Treated)和對照組(Control)，我們運用2007-2013年的企業(yè)數(shù)據(jù)，采用雙重差分估計量法的回歸方法，考察了企業(yè)的并購行為對其市場勢力的影響，具體的回歸結(jié)果如表4所示。

表4　回歸結(jié)果

注：***表示顯著水平在1%以上，**表示顯著水平在5%以上，*表示顯著水平在10%以上，()中的數(shù)值為t統(tǒng)計量。

表4的結(jié)果顯示，企業(yè)的并購行為似乎沒有影響企業(yè)的市場勢力。在并購發(fā)生后的1-3年內(nèi)(分別對應(yīng)T=1，T=2和T=3), dXit×dMit×dT項的回歸系數(shù)分別為0.091、0.272和0.161，但是這三個系數(shù)在統(tǒng)計上都不顯著。這意味著企業(yè)的并購行為與企業(yè)市場勢力的提高或者降低沒有必然聯(lián)系。企業(yè)希望通過并購提高市場勢力的目標可能也不會實現(xiàn)了。

本文的實證結(jié)果與眾多經(jīng)濟學工作者的研究似乎存在矛盾，正如前文所述，無論是理論分析還是實證探討，都表明企業(yè)的并購行為會對其市場勢力產(chǎn)生正向或者負向的影響。但是為什么在中國A股市場上出現(xiàn)了企業(yè)并購行為與其市場勢力相對獨立的現(xiàn)象？最有說服力的解釋應(yīng)該是基于中國經(jīng)濟轉(zhuǎn)型條件下的制度因素的分析。

首先，由于地方政府這一制度因素存在，導(dǎo)致企業(yè)的并購行為偏離了利潤最大化的軌道，地方政府出于財政收入和官員晉升動機而導(dǎo)致的“拉郎配”式的企業(yè)并購或者利用政府力量阻止優(yōu)質(zhì)企業(yè)出于經(jīng)濟動機進行的跨地區(qū)并購[10]。一方面，政府干預(yù)下的“拉郎配”并購更多的是體現(xiàn)了地方政府“掏空”優(yōu)勢上市企業(yè)的目標或者驅(qū)使本地政府控制的上市公司并購本地“劣質(zhì)資產(chǎn)”、減輕本身財政負擔的動機[32]，而非企業(yè)主動發(fā)起的基于本企業(yè)利潤最大化的經(jīng)濟動機，顯然，此類并購行為無助于競爭優(yōu)勢的獲得和市場勢力的提升[33]。另一方面，地方政府官員更愿意鼓勵本地政府控制的上市企業(yè)并購本地的優(yōu)質(zhì)企業(yè)，而不愿坐看外地上市企業(yè)并購本地的優(yōu)質(zhì)資源以增強其經(jīng)濟表現(xiàn)[11]，這意味著可能提升市場勢力的并購行為被阻止或者加大了成本，從而削弱了并購與市場勢力之間的必然聯(lián)系。

其次，在中國A股市場上存在著多層次市場主體：民營企業(yè)和國有企業(yè)，不同于民營企業(yè)，國有企業(yè)的管理者發(fā)起并購的動機并非基于利潤最大化或者做大做強企業(yè)的經(jīng)濟動機，而往往是出于個人升遷的政治動機[15]。因此，當國有上市企業(yè)主動發(fā)起并購時，選擇并購對象和并購類型考慮的是如何將企業(yè)規(guī)模擴大而非加強企業(yè)競爭力，這可能出現(xiàn)并購后企業(yè)大而不強的局面，從而造成了并購行為與其市場勢力的不相關(guān)現(xiàn)象。

再次，中國市場經(jīng)濟體制有待繼續(xù)深化改革，目前還存在著與其他轉(zhuǎn)型經(jīng)濟相同的不足：市場機制尚需完善、市場效率較低[34]。所以當企業(yè)出于公司價值最大化的目的發(fā)起并購時，往往被政府代替市場直接分配資源或者社會網(wǎng)絡(luò)越過價格機制分配資源的現(xiàn)實所阻礙，因為這造成了信息不對稱，交易成本增加以及企業(yè)整合的困難。因為市場機制不完善，資源配置背離了市場機制，這在一定程度上造成了中國A股市場上企業(yè)并購與市場勢力相互獨立的現(xiàn)象。

此外，除了中國經(jīng)濟轉(zhuǎn)型時期的制度環(huán)境外，委托代理問題的存在也可能是企業(yè)并購行為與市場勢力關(guān)系不顯著的原因。因為企業(yè)的所有者和職業(yè)經(jīng)理人在目標上的不一致，基于個人利益的考慮，職業(yè)經(jīng)理人有更多的沖動擴大企業(yè)規(guī)模[8]。Jensen發(fā)現(xiàn)，管理者和股東的目標不一致,管理者在個人利益最大化的驅(qū)動下,盡可能的擴大企業(yè)規(guī)模[35]。職業(yè)經(jīng)理人的報酬隨企業(yè)規(guī)模的增大而提高，而與企業(yè)的業(yè)績無關(guān)[36]。由此可見,職業(yè)經(jīng)理人們發(fā)起并購為了擴大企業(yè)規(guī)模甚于提高企業(yè)競爭力和企業(yè)價值，這也造成了企業(yè)并購與其市場勢力的形成和提升無關(guān)的事實。

(三)穩(wěn)健性檢驗

本文考察了2010年發(fā)生并購行為的上市企業(yè)的市場勢力的變化情況，為了進行穩(wěn)健性檢驗，在這一節(jié)，我們選取2009年發(fā)生并購行為的上市企業(yè)作為考察對象。首先將發(fā)生并購行為的上市17家企業(yè)與樣本中190家持續(xù)未發(fā)生并購行為的上市企業(yè)進行傾向得分匹配，處理組有15家企業(yè)，對照組有156家企業(yè)。遵循上文的做法，將2009年設(shè)定為并購行為發(fā)生前的時期，即當年以及之前的dT=0；將2010年及以后的年份設(shè)定為并購后時期，則dT=1。利用匹配得到的面板數(shù)據(jù)進行回歸探討企業(yè)并購行為對市場勢力的影響，輸出結(jié)果如表5所示。

表5的結(jié)果顯示，企業(yè)的并購行為與其市場勢力沒有顯著地相關(guān)關(guān)系。數(shù)據(jù)顯示，在并購發(fā)生后的1-4年內(nèi)(分別對應(yīng)T=1，T=2，T=3和T=4), dXit×dMit×dT項的回歸系數(shù)分別為0.38、0.555、0.121和0.256，這四個系數(shù)在統(tǒng)計上依然是不顯著的，這與本文上述回歸結(jié)果是一致的，這說明本文的實證結(jié)果是穩(wěn)健的。

表5　穩(wěn)健性檢驗回歸結(jié)果

注：***表示顯著水平在1%以上，**表示顯著水平在5%以上，*表示顯著水平在10%以上，()中的數(shù)值為t統(tǒng)計量

五、結(jié)論與政策建議

本文采用2007-2013年中國A股市場526家持續(xù)經(jīng)營的工業(yè)類上市企業(yè)的企業(yè)層面微觀數(shù)據(jù)，在最新的產(chǎn)業(yè)組織模型——Konings et al.[16]模型的基礎(chǔ)上，利用基于傾向得分匹配的雙重差分估計量方法直接測度企業(yè)的市場勢力，通過比較并購發(fā)生行為前后企業(yè)市場勢力的變化，探討企業(yè)并購行為對市場勢力的影響。實證結(jié)果顯示，在中國A股市場，企業(yè)的并購行為與其市場勢力之間沒有顯著的相關(guān)關(guān)系。這也許是源于中國經(jīng)濟轉(zhuǎn)型背景下的制度因素：中國市場體制尚待完善，企業(yè)的并購行為往往受到政府和社會關(guān)系網(wǎng)絡(luò)等非市場機制的干擾；地方政府的管理者出于GDP考核激勵或財政考慮，有動機促成本地上市企業(yè)并購或阻止外地企業(yè)對本地優(yōu)質(zhì)資源的并購，無論是促成還是阻礙，都導(dǎo)致企業(yè)的并購行為偏離了企業(yè)價值最大化的目標，同時有可能加大了企業(yè)的并購成本；中國市場存在多層次市場主體，國有企業(yè)的管理者發(fā)起并購有時是出于個人升遷動機而非經(jīng)濟動機；以上三方面制度因素都會造成企業(yè)并購行為與市場勢力相互獨立。此外，委托代理理論也可以做出一定的解釋，因為企業(yè)的所有者和職業(yè)經(jīng)理人目標不一致，職業(yè)經(jīng)理人關(guān)心的是企業(yè)規(guī)模擴大帶來的薪酬水平的提升，因此在選擇并購類型和并購企業(yè)時背離了提高企業(yè)競爭力的目標。

本文研究帶來的政策含義在于：一方面，正確看待中國市場上的并購行為，并購并不一定導(dǎo)致市場勢力的提升，企業(yè)希望通過并購實現(xiàn)提高企業(yè)競爭力的目標未必能夠?qū)崿F(xiàn)。產(chǎn)業(yè)組織理論認為，產(chǎn)品差異化是企業(yè)市場勢力的真正來源。產(chǎn)品差異化賦予企業(yè)在不失去全部顧客條件下提高價格的權(quán)利，消費者愿意為這種差異化多付成本。因此，提高企業(yè)競爭力，增加企業(yè)利潤的核心是創(chuàng)新活動。另一方面，繼續(xù)深化改革，讓市場的歸市場，政府的歸政府。持續(xù)深化改革，釋放制度紅利，充分發(fā)揮市場機制在并購行為中的資源配置作用，減少和約束地方政府行政干預(yù)企業(yè)發(fā)展的行為，為企業(yè)發(fā)展創(chuàng)造一個公平有效的制度環(huán)境。

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責任編輯、校對：鄭雅妮

收稿日期：2015-10-16

基金項目：國家社會科學基金重大項目“新產(chǎn)業(yè)革命的發(fā)展方向、影響與中國的應(yīng)對戰(zhàn)略”(項目編號：13&ZD157)。

作者簡介：白雪潔(1971-)，內(nèi)蒙古自治區(qū)通遼市人，南開大學經(jīng)濟與社會發(fā)展研究院副院長，教授，博士生導(dǎo)師，研究方向：產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟學；孫紅印(1983-)，陜西省西安市人，南開大學經(jīng)濟學院博士研究生，研究方向：產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟學；汪海鳳(1981-)，女，內(nèi)蒙古自治區(qū)包頭市人，南開大學經(jīng)濟學院博士研究生，研究方向：產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟學。

文獻標識碼：A

文章編號：1002-2848-2016(03)-0106-08