中國資本市場并購浪潮與宏觀經(jīng)濟(jì)的關(guān)聯(lián)性研究

孫 燁，邵方婧，劉金橋

(1.吉林大學(xué) 商學(xué)院，吉林 長春 130012；2.吉林財經(jīng)大學(xué) 國際交流學(xué)院，吉林 長春 130117)

中國資本市場并購浪潮與宏觀經(jīng)濟(jì)的關(guān)聯(lián)性研究

孫 燁1，邵方婧1，劉金橋2

(1.吉林大學(xué) 商學(xué)院，吉林 長春 130012；2.吉林財經(jīng)大學(xué) 國際交流學(xué)院，吉林 長春 130117)

本文基于中國資本市場并購活動的月度交易數(shù)量，利用馬爾科夫區(qū)制轉(zhuǎn)移模型，檢驗出中國資本市場不但存在并購浪潮而且并購活動存在高低兩個區(qū)制。隨后使用社會消費品零售總額、匯率、利率、流通中貨幣、宏觀預(yù)警指數(shù)和股票價格指數(shù)這六個指標(biāo)測度我國宏觀經(jīng)濟(jì)的運行狀況，通過利用向量自回歸(VAR)模型、脈沖響應(yīng)函數(shù)以及方差分解方法具體考察了中國資本市場并購浪潮與宏觀經(jīng)濟(jì)的關(guān)聯(lián)性問題。結(jié)果表明：不同滯后階數(shù)的宏觀經(jīng)濟(jì)變量對并購活動的影響程度和方向都不盡相同，匯率、社會消費品零售總額和流通中貨幣對并購交易數(shù)量的影響較大。在低區(qū)制上，流通中貨幣、利率和股票價格指數(shù)的影響更為持久且明顯，流通中貨幣、股票價格指數(shù)和宏觀預(yù)警指數(shù)的結(jié)構(gòu)沖擊貢獻(xiàn)度更大；在高區(qū)制上，匯率和利率的影響更為持久且明顯，利率、股票價格指數(shù)和匯率的結(jié)構(gòu)沖擊貢獻(xiàn)度更大。

資本市場并購；宏觀經(jīng)濟(jì)；馬爾科夫區(qū)制轉(zhuǎn)移模型

一、問題的提出

西方資本市場起步較早，且發(fā)生過多次在一段時期內(nèi)、大規(guī)模且相對集中的并購事件，這為并購浪潮的研究奠定了深厚的基礎(chǔ)。Nelson[1]最早提出“并購浪潮”的概念，他通過實證研究表明并購活動往往存在時間和行業(yè)的集群。并購活動不是時間序列上的隨機(jī)游走，而是以浪潮的形式出現(xiàn)，即并購具有一定的周期性。其后，不斷有學(xué)者進(jìn)行相關(guān)研究試圖探索并購活動的規(guī)律性。Linn和Zhu[2]發(fā)現(xiàn)總體并購活動遵循一個穩(wěn)定的區(qū)制轉(zhuǎn)移過程。Kashyap[3]與Barkoulas等[4]分別采用正弦波、長記憶模型和馬爾科夫區(qū)制轉(zhuǎn)移模型描述并購活動的波動特征，進(jìn)一步證明了并購浪潮假說。

此外，西方學(xué)者還試圖探究并購浪潮與宏觀經(jīng)濟(jì)的關(guān)聯(lián)性，Melicher等[5]與Becketti[6]研究發(fā)現(xiàn)并購活動與經(jīng)濟(jì)周期相關(guān)，在經(jīng)濟(jì)周期增長階段并購活動的數(shù)量較多，即Makaew[7]提出的并購活動存在順周期特征。在宏觀經(jīng)濟(jì)因素與并購活動的相關(guān)性研究方面，Steiner[8]與Uddin和Boateng[9]發(fā)現(xiàn)并購活動的數(shù)量與GDP、股價、利率以及匯率等因素正相關(guān)；而Melicher等[5]則認(rèn)為并購活動數(shù)量與股價和利率等因素負(fù)相關(guān)，Golbe和White[10]也發(fā)現(xiàn)股價負(fù)向影響并購；Beckenstein[11]與Nieh[12]的研究并沒有發(fā)現(xiàn)其與GDP或利率之間存在顯著關(guān)聯(lián)。

由于中國資本市場起步較晚且尚不成熟，國內(nèi)學(xué)者對并購浪潮的研究文獻(xiàn)較少。唐紹祥[13]認(rèn)為并購活動水平在高、中、低三種狀態(tài)之間交替變化的現(xiàn)象即為并購浪潮。唐紹祥[14]最早對中國資本市場并購浪潮成因進(jìn)行分析，研究發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)周期波動和利率的變化是形成并購浪潮的重要原因。王林元和王曉慧[15]也將利率視為影響并購活動的重要宏觀經(jīng)濟(jì)因素，且利率波動與并購活動負(fù)相關(guān)。此外，后銳等[16]試圖用股市波動信息解釋中國資本市場并購浪潮的形成，李井林[17]發(fā)現(xiàn)股票價格的確是中國并購浪潮形成的重要驅(qū)動因素。

鑒于深入分析并購浪潮與宏觀經(jīng)濟(jì)的關(guān)聯(lián)性問題極為重要，本文首先利用馬爾科夫區(qū)制轉(zhuǎn)移模型對中國資本市場并購浪潮進(jìn)行檢驗。然后利用向量自回歸模型、脈沖響應(yīng)函數(shù)和方差分解等方法全面透析和測度中國資本市場并購活動兩區(qū)制上并購浪潮與宏觀經(jīng)濟(jì)運行存在的潛在關(guān)系，以期在洞悉中國資本市場并購活動運行規(guī)律的同時，為其不斷完善提供重要的政策建議。

二、中國資本市場并購浪潮的檢驗

在對并購活動動態(tài)軌跡的研究中，通常采用建立并購活動序列自回歸模型的方法，考察不同時期并購活動的相依程度和模型的擬合效果，進(jìn)而判斷該模型的預(yù)測能力。并購活動交易數(shù)量的時間序列模型可以表示為：

(1)

其中，εt|It-1～iidN(0,σ2)。在模型(1)中，假定自回歸模型中的均值、系數(shù)以及正態(tài)分布的方差都為固定常數(shù)，模型(1)表明，當(dāng)期并購活動依賴于前p期的并購活動，然而此模型要求并購活動交易數(shù)量的時間序列平穩(wěn)，該條件并非自然滿足，一旦出現(xiàn)技術(shù)革新或新政策出臺等結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)變，將導(dǎo)致自回歸模型的結(jié)構(gòu)也相應(yīng)變化，此時若仍采用測度穩(wěn)定時間序列的自回歸模型，得到的估計結(jié)果將存在較大誤差。此外，并購活動交易數(shù)量序列的簡單自回歸模型僅能刻畫并購活動中的線性關(guān)系，無法全面描繪不同波動程度的并購活動，因此，該模型不能準(zhǔn)確刻畫并購活動的動態(tài)軌跡。鑒于此，將簡單自回歸模型引入Hamilton[18]提出的馬爾科夫區(qū)制轉(zhuǎn)移模型，構(gòu)建模型如下：

(2)

(3)

為估計馬爾科夫區(qū)制轉(zhuǎn)移模型，需要推導(dǎo)πt、St和St-1基于過去信息集It-1的聯(lián)合分布密度：

f(πt,St,St-1|It-1)

=f(πt|St,St-1,It-1)Pr(St,St-1|It-1)

(4)

通過式(4)可以得到邊際分布：

f(πt|It-1)

(5)

由式(5)可以得到對數(shù)似然函數(shù)：

Pr(St,St-1|It-1)]

(6)

其中，Pr(St=j,St-1=i|It-1)=Pr(St=j|St-1=i)Pr(St-1=i|It-1)，i,j=1,2。利用計算出的加權(quán)項Pr(St,St-1|It-1)更新式(6)，其中πt為t時刻的樣本觀測值，其具體計算過程如下：

Pr(St=j,St-1=i|It)

(7)

基于t=1，2，…，T時刻的濾子概率迭代式(4)和式(7)，會在f(πt|It-1)中得到相應(yīng)的加權(quán)項，最終得到對數(shù)似然值和各時刻的濾子概率。

由于中國資本市場起步較晚，本文選取1997年1月至2016年6月并購交易數(shù)量的月度數(shù)據(jù)，并對其取自然對數(shù)用以描繪中國資本市場并購活動的時間動態(tài)軌跡，數(shù)據(jù)來自CSMAR中國上市公司并購重組研究數(shù)據(jù)庫。從中國并購活動的時間動態(tài)軌跡來看，在1997—2007年間并購活動波動程度比較大；在2007年之后并購活動的缺口較小，說明并購活動出現(xiàn)了一定的規(guī)律性。但尚無法刻畫并購活動在何時、何種條件下發(fā)生結(jié)構(gòu)性變化，仍需通過馬爾科夫區(qū)制轉(zhuǎn)移模型描述并購活動的規(guī)律性。表1為基于極大似然估計方法的馬爾科夫區(qū)制轉(zhuǎn)移模型的估計結(jié)果，其中，均值參數(shù)、自回歸系數(shù)和方差在不同區(qū)制下差異很大，表明并購活動過程中存在明顯的兩區(qū)制，分別稱作并購活動低區(qū)制和并購活動高區(qū)制。從轉(zhuǎn)移概率矩陣可以看出，低區(qū)制與高區(qū)制在t=1，2，…，T時刻的維持概率較高，分別為0.9536和0.9949；而向其他狀態(tài)轉(zhuǎn)移的概率較低，分別為0.0464和0.0051。

表1 馬爾科夫區(qū)制轉(zhuǎn)移模型估計結(jié)果

注：**表示在5%水平下顯著，()中數(shù)值為對應(yīng)參數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)差。

圖1和圖2分別為上述馬爾科夫區(qū)制轉(zhuǎn)移模型在St=1和St=2處取值的平滑概率，它們刻畫了并購活動在t=1，2，…，T時刻所處狀態(tài)發(fā)生轉(zhuǎn)移的概率。從圖1和圖2可以看出，中國資本市場的并購過程確實發(fā)生了結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)變，1997年1月至2007年2月期間，并購水平處于并購活動低區(qū)制(St=1的概率Pr(St=1|It)>0.5000)，而在2007年3月至2016年6月期間，并購水平處于并購活動高區(qū)制(St=2的概率Pr(St=2|It)>0.5000)。并在并購活動低區(qū)制和并購活動高區(qū)制之間存在著階段性的相互變遷，其轉(zhuǎn)折點為2007年，說明資本市場并購活動存在并購浪潮。

圖1 馬爾科夫區(qū)制轉(zhuǎn)移模型 (低區(qū)制)

圖2 馬爾科夫區(qū)制轉(zhuǎn)移模型 (高區(qū)制)

三、中國資本市場并購浪潮與宏觀經(jīng)濟(jì)關(guān)聯(lián)性測度

本文選取社會消費品零售總額(CR)、匯率(ER)、利率(IR)、流通中貨幣(M0)、宏觀預(yù)警指數(shù)(MW)和股票價格指數(shù)(STOCK)等六個指標(biāo)的月度數(shù)據(jù)測度宏觀經(jīng)濟(jì)的運行狀況。GDP作為描繪宏觀經(jīng)濟(jì)運行狀況的重要指標(biāo)，由于無法獲得其月度數(shù)據(jù)，使用宏觀預(yù)警指數(shù)作為替代指標(biāo)。上述指標(biāo)的月度數(shù)據(jù)均來自中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫。筆者對上述數(shù)據(jù)以及并購交易數(shù)量月度數(shù)據(jù)進(jìn)行了X12季節(jié)調(diào)整并對其取自然對數(shù)以消除季節(jié)變動和量綱影響，進(jìn)而利用VAR模型、脈沖響應(yīng)函數(shù)與方差分解方法分別考察中國資本市場并購活動低區(qū)制和高區(qū)制下并購浪潮與宏觀經(jīng)濟(jì)的關(guān)聯(lián)性問題。

1. VAR模型測度

標(biāo)準(zhǔn)的VAR (p) 模型具體表示為如下形式：

yt=A1yt-1+A2yt-2+…+Apyt-p+BXt+μt

(8)

其中，yt表示n個維度的內(nèi)生變量，Xt表示d個維度的外生變量，A1,A2,…,Ap以及B表示系數(shù)矩陣，μt表示隨機(jī)擾動項。

參照VAR模型，本文將六個宏觀經(jīng)濟(jì)變量設(shè)為自變量X1,X2,…,X6，將并購交易數(shù)量(BG)視為y序列，根據(jù)AIC、SC和LR信息準(zhǔn)則確定的最優(yōu)滯后階數(shù)為2，并購活動低高區(qū)制的VAR模型單位根均落在單位圓內(nèi)，說明其穩(wěn)定。VAR模型估計結(jié)果如表2所示。

表2 并購活動低區(qū)制和高區(qū)制VAR估計結(jié)果

注：( )內(nèi)為t值。

由表2可知，各宏觀經(jīng)濟(jì)因素不同滯后階數(shù)對并購交易數(shù)量的影響程度和方向均存在差異。在并購活動低區(qū)制上，并購交易數(shù)量、社會消費品零售總額和利率的滯后1階對并購交易數(shù)量有正向影響，而滯后2階對并購交易數(shù)量存在負(fù)向影響。匯率、流通中貨幣和股票價格指數(shù)的滯后1階和滯后2階對并購交易數(shù)量的影響均為正向，而宏觀預(yù)警指數(shù)的滯后1階和滯后2階對并購交易數(shù)量的影響均為負(fù)向。從影響程度來看，對并購交易數(shù)量影響較大的宏觀經(jīng)濟(jì)因素有匯率、流通中貨幣和社會消費品零售總額，其滯后1階和滯后2階對并購交易數(shù)量的影響系數(shù)分別為2.7349、4.6730、2.6727、2.3061、0.5869和-2.5953。在并購活動高區(qū)制上，并購交易數(shù)量、匯率和利率的滯后1階對并購交易數(shù)量存在正向影響，而滯后2階對并購交易數(shù)量存在負(fù)向影響，社會消費品零售總額和流通中貨幣的滯后1階和滯后2階對并購交易數(shù)量的影響方向與之相反。宏觀預(yù)警指數(shù)的滯后1階和滯后2階對并購交易數(shù)量的影響均為負(fù)向，股票價格指數(shù)的滯后1階和滯后2階對并購交易數(shù)量的影響均為正向。從影響程度來看，對并購交易數(shù)量影響較大的宏觀經(jīng)濟(jì)因素有匯率、社會消費品零售總額和流通中貨幣，其滯后1階和滯后2階對并購交易數(shù)量的影響系數(shù)分別為3.2628、-4.5454、-1.0745、0.9131、-0.1656和0.6591。

2. 脈沖響應(yīng)函數(shù)分析

我們利用VAR(2)模型進(jìn)一步測度隨機(jī)擾動項的具體影響情況：

(9)

通常來講，由yi引致的沖擊所產(chǎn)生的沖擊響應(yīng)函數(shù)為：C0,ij,C1,ij,C2,ij,…，而Cs的第i行、第j列元素可以表示為：

Cs,ij=?yi,t+s/?μjt,s=0,1,…

(10)

圖3和圖4分別為并購活動低區(qū)制和并購活動高區(qū)制下，宏觀經(jīng)濟(jì)因素對并購交易數(shù)量的沖擊響應(yīng)軌跡，其中，橫坐標(biāo)表示沖擊發(fā)生后的時間間隔(在此指月度)，縱坐標(biāo)表示沖擊反應(yīng)程度，圖中虛線表示1倍標(biāo)準(zhǔn)差范圍內(nèi)的置信曲線。

圖3 并購活動低區(qū)制下宏觀經(jīng)濟(jì)因素對并購交易數(shù)量的沖擊反應(yīng)

圖4 并購活動高區(qū)制下宏觀經(jīng)濟(jì)因素對并購交易數(shù)量的沖擊反應(yīng)

對比圖3和圖4發(fā)現(xiàn)，各個宏觀經(jīng)濟(jì)指標(biāo)發(fā)生1標(biāo)準(zhǔn)單位正向沖擊的當(dāng)月，并購交易數(shù)量均沒有產(chǎn)生明顯變化，而并購交易數(shù)量對各宏觀經(jīng)濟(jì)指標(biāo)的沖擊響應(yīng)軌跡在不同區(qū)制間存在差異。

在并購交易數(shù)量對社會消費品零售總額的沖擊響應(yīng)方面，在并購活動低區(qū)制上，當(dāng)發(fā)生1標(biāo)準(zhǔn)單位正的沖擊后，響應(yīng)在第2期達(dá)到0.0165個單位的正向最大值，而在第3期達(dá)到0.0252個單位的負(fù)向最大值，自第4期開始并購交易數(shù)量的響應(yīng)基本為零。而在并購活動高區(qū)制上，當(dāng)發(fā)生1標(biāo)準(zhǔn)單位正的沖擊后，響應(yīng)在第2期達(dá)到0.0157個單位的負(fù)向最大值，其后負(fù)向沖擊響應(yīng)逐漸減弱，并自第5期開始呈現(xiàn)微弱的正向響應(yīng)，且一直持續(xù)到?jīng)_擊發(fā)生后的第12期。

在并購交易數(shù)量對匯率的沖擊響應(yīng)方面，在并購活動低區(qū)制上，當(dāng)發(fā)生1標(biāo)準(zhǔn)單位正向沖擊后，響應(yīng)在第3期達(dá)到0.0075個單位的正向最大值，此后沖擊響應(yīng)逐漸減弱，自第6期開始呈現(xiàn)負(fù)向響應(yīng)且有逐漸增加的趨勢。在并購活動高區(qū)制上，當(dāng)發(fā)生1標(biāo)準(zhǔn)單位正向沖擊后，響應(yīng)在第2期達(dá)到0.0125個單位的正向最大值，自第3期開始呈現(xiàn)負(fù)向響應(yīng)，并在第6期達(dá)到0.0143個單位的負(fù)向最大值，此后響應(yīng)程度逐漸減弱，但處于相對穩(wěn)定狀態(tài)。

在并購交易數(shù)量對利率的沖擊響應(yīng)方面，在并購活動低區(qū)制上，當(dāng)發(fā)生1標(biāo)準(zhǔn)單位的正向沖擊后，響應(yīng)在第2期呈現(xiàn)0.0085個單位的正向最大值，其后均呈現(xiàn)負(fù)向響應(yīng)，并在第5期達(dá)到0.0265個單位的負(fù)向最大值，此后這一沖擊響應(yīng)程度稍有減弱，但仍處于較為穩(wěn)定的負(fù)向水平。在并購活動高區(qū)制上，并購交易數(shù)量對利率的沖擊響應(yīng)一直維持在正向水平，其中沖擊發(fā)生后第2期正向響應(yīng)達(dá)到0.0323個單位的最大值，其后沖擊響應(yīng)程度有所減弱，自第4期開始響應(yīng)發(fā)生緩慢增長。

在并購交易數(shù)量對流通中貨幣的沖擊響應(yīng)方面，在并購活動低區(qū)制上，當(dāng)發(fā)生1標(biāo)準(zhǔn)單位正向沖擊的響應(yīng)一直處于正向水平，且在第3期達(dá)到0.0729個單位的最大值，其后沖擊響應(yīng)程度逐漸減弱，從第5—12期，響應(yīng)基本處于0.038個單位的穩(wěn)定水平。在并購活動高區(qū)制上，當(dāng)發(fā)生1標(biāo)準(zhǔn)單位正向沖擊后，響應(yīng)在第2期出現(xiàn)微弱的負(fù)向響應(yīng)，至第3期呈現(xiàn)最大的正向響應(yīng)，其后沖擊響應(yīng)程度逐漸減弱，至沖擊發(fā)生后的第12期，響應(yīng)基本趨近于零。

在并購交易數(shù)量對宏觀預(yù)警指數(shù)的沖擊響應(yīng)方面，在并購活動低區(qū)制上，當(dāng)發(fā)生1標(biāo)準(zhǔn)單位正向沖擊的響應(yīng)處于負(fù)向水平，且在沖擊發(fā)生后的第3期達(dá)到0.0395個單位的負(fù)向最大值，其后沖擊響應(yīng)程度逐漸減弱。在并購活動高區(qū)制上，當(dāng)發(fā)生1標(biāo)準(zhǔn)單位正向沖擊的響應(yīng)一直處于較微弱的負(fù)向水平。

在并購交易數(shù)量對股票價格指數(shù)的沖擊響應(yīng)方面，在并購活動低區(qū)制上，當(dāng)發(fā)生1標(biāo)準(zhǔn)單位正向沖擊的響應(yīng)一直處于正向水平，且在第6期達(dá)到0.0312個單位的最大值，此后的沖擊響應(yīng)稍有減弱，但基本穩(wěn)定。在并購活動高區(qū)制上，當(dāng)發(fā)生1標(biāo)準(zhǔn)單位正向沖擊響應(yīng)也一直處于正向水平，其響應(yīng)程度呈現(xiàn)先增長后下降的趨勢，在沖擊發(fā)生后的第5期，響應(yīng)達(dá)到0.0209個單位的最大值，在第12期的響應(yīng)基本趨近于零。

3. 方差分解分析

本文運用方差分解方法深入測度結(jié)構(gòu)沖擊對內(nèi)生變量變化水平的貢獻(xiàn)程度?？傮w上看，在兩種區(qū)制下，并購交易數(shù)量對其自身的方差貢獻(xiàn)度所占比重均為最大，且有隨時間推移遞減的趨勢。如表3所示，在并購活動低區(qū)制上，隨著時間的推移，匯率、利率、流通中貨幣、宏觀預(yù)警指數(shù)和股票價格指數(shù)對并購交易數(shù)量的貢獻(xiàn)度基本呈現(xiàn)逐漸增加的趨勢，而社會消費品零售總額對并購交易數(shù)量影響的貢獻(xiàn)度先增加后減少。除并購交易數(shù)量自身外，流通中貨幣對并購交易數(shù)量影響的貢獻(xiàn)度最大，股票價格指數(shù)和宏觀預(yù)警指數(shù)次之。

表3 并購活動低區(qū)制方差分解結(jié)果

如表4所示，在并購活動高區(qū)制上，隨著時間推移，社會消費品零售總額、匯率、利率和宏觀預(yù)警指數(shù)對并購交易數(shù)量影響的貢獻(xiàn)度基本處于逐漸增加狀態(tài)，而流通中貨幣和股票價格指數(shù)對并購交易數(shù)量影響的貢獻(xiàn)度先增加，分別在第8期和第11期達(dá)到極大值，其后有微弱降低。除并購交易數(shù)量自身外，利率對并購交易數(shù)量影響的貢獻(xiàn)度最大，而股票價格指數(shù)和匯率次之。

表4 并購活動高區(qū)制方差分解結(jié)果

四、結(jié)論與政策啟示

本文運用馬爾科夫區(qū)制轉(zhuǎn)移模型證明了中國資本市場上的并購活動存在明顯的兩區(qū)制，即中國資本市場存在并購浪潮，繼而深入分析了并購活動與宏觀經(jīng)濟(jì)因素之間的關(guān)聯(lián)關(guān)系，得到如下研究結(jié)論與啟示：

首先，在并購活動的兩個區(qū)制上，對并購交易數(shù)量影響較大的宏觀經(jīng)濟(jì)因素有匯率、社會消費品零售總額和流通中貨幣。本國貨幣升值能夠反映企業(yè)實際財富的增加，會增強企業(yè)的并購融資能力。而社會消費品零售總額和流通中貨幣分別反映了一定時期內(nèi)人民物質(zhì)生活水平與市場上貨幣供給情況，較高的物質(zhì)文化生活水平為企業(yè)并購活動提供了良好的環(huán)境氛圍，充足的貨幣供給也有助于企業(yè)獲取資金，這些因素都會推動企業(yè)并購行為的發(fā)生。

其次，在并購活動低區(qū)制上，流通中貨幣、利率和股票價格指數(shù)對并購交易數(shù)量的影響較大且持續(xù)時間較長。這可能與并購的資金來源和資金成本有關(guān)。并購是企業(yè)的一項重大的戰(zhàn)略決策，市場上充足的貨幣供給和較低的利率水平有助于企業(yè)獲得充足的資金以保障并購活動的順利完成。此外，股票市場具有信號傳遞作用，投資人可以根據(jù)股票價格指數(shù)判斷市場趨勢，進(jìn)而做出并購決策。而在并購活動高區(qū)制上，匯率和利率對并購交易數(shù)量的影響較大且持續(xù)時期較長。

最后，通過比較并購活動兩區(qū)制的宏觀經(jīng)濟(jì)影響因素，我們發(fā)現(xiàn)：在并購活動低區(qū)制上，流通中貨幣、宏觀預(yù)警指數(shù)和股票價格指數(shù)對并購交易數(shù)量的影響較為重要；而在并購活動高區(qū)制上，對交易數(shù)量影響貢獻(xiàn)度較大的宏觀經(jīng)濟(jì)因素則是利率、股票價格指數(shù)和匯率。流通中貨幣、宏觀預(yù)警指數(shù)和股票價格指數(shù)對并購活動低區(qū)制上的影響程度高于其在并購活動高區(qū)制上的影響程度，而社會消費品零售總額、匯率和利率對并購活動低區(qū)制上的影響程度低于其在并購活動高區(qū)制上的影響程度。原因在于，在并購活動低區(qū)制上，市場上充足的貨幣供給、宏觀經(jīng)濟(jì)良好的運行態(tài)勢以及繁榮的股票市場均推動了并購行為的發(fā)生，有助于并購活動從低區(qū)制向高區(qū)制轉(zhuǎn)變，促進(jìn)了并購浪潮的形成，從股東財富最大化的理論來看，并購會增加企業(yè)價值，如果并購的增加值超過了并購的成本，企業(yè)會做出并購決策。在并購活動高區(qū)制上，較高的人民物質(zhì)文化生活水平、國際資本流動加速以及低利率會降低企業(yè)資金使用成本，從而促使企業(yè)進(jìn)行并購。

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2017-09-18

孫 燁(1963-)，女，遼寧沈陽人，教授，博士生導(dǎo)師，主要從事公司金融研究。E-mail：rosesmailsy@163.com

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