企業(yè)并購動因的變結構協整分析：股權分置改革視角

何蘇燕，任力

（1.中共廣東省委黨校 經濟學教研部，廣東 廣州 510053；2.廈門大學 經濟學院，福建 廈門 361005）

企業(yè)的并購動因研究是企業(yè)并購行為研究的出發(fā)點。西方的并購歷史比較悠久，最早可以追溯到19世紀90年代，對并購動因的研究也開始得比較早。基于對不同并購浪潮成因的解釋，西方學者提出了形形色色的并購動因理論，余瑜和王建瓊[1]將西方并購動因理論分為傳統(tǒng)并購動因理論、新古典并購動因理論和行為金融并購動因理論。這些理論并非對立的存在，這些理論不同的排列組合可以用來解釋不同時段并購浪潮的成因。中國由于經濟環(huán)境、制度環(huán)境與西方國家存在較大的差異，中國學者擔心西方的并購理論在中國可能出現“水土不服”，開始了對西方并購動因理論在中國適用性的檢驗。張新[2]認為傳統(tǒng)的并購動因理論中的協同效應理論對中國的現象有一定的解釋力。而陳信元和黃俊[3]研究發(fā)現多元化并購降低了企業(yè)績效，從而使得我們對協同效應理論產生了懷疑。蘇敬勤和劉靜[4]認為行業(yè)沖擊理論對中國企業(yè)并購動機的解釋力度高于西方理論，市場勢力理論對西方企業(yè)并購動機的解釋力度高于中國企業(yè)。余瑜和王建瓊[5]認為股票價格指數連續(xù)大幅下跌，股市相對低價資產的出現驅動了上市公司并購浪潮發(fā)生。李井林[6]認為股票價格波動對總體并購活動存在正向影響，利率波動對總體并購活動存在負向影響。由此可見，中國學者對于西方并購動因理論在中國的適用性尚未達成一致結論。

目前，眾多學者對企業(yè)并購動因的研究主要從微觀視角出發(fā)。傳統(tǒng)并購動因理論包括協同效應理論、市場勢力理論、信息理論和代理理論，這些理論都是從微觀視角出發(fā)來探究企業(yè)并購動因。此外，新古典理論中的托賓Q 理論[7]、行為金融并購動因理論中的管理者過度自信理論[8]也是從微觀視角來解釋企業(yè)并購行為的發(fā)生。新古典理論中的市場流動性理論從宏觀視角出發(fā)研究企業(yè)并購動因。市場流動性理論認為，當資本市場流動性更大時，企業(yè)獲得融資的可能性更大，并購活動尤其是以現金支付的并購活動更容易發(fā)生[9]。而行為金融理論中的價值誤估理論則是宏觀視角和微觀視角的結合，該理論認為企業(yè)并購多發(fā)生在股票市場高漲時，并且以投資者對公司股票價值的高估作為其理論依據，股票價值被高估程度更高的公司會向股票價值被高估程度相對低一些的公司發(fā)起并購[10-11]。

本研究可能的貢獻體現在以下三個方面：第一，是對從宏觀層面探討企業(yè)并購動因的重要補充；第二，在未知的情況下識別出了結構突變的時點，更準確地刻畫了資本市場流動性、股票市場狀況以及并購數量之間長期均衡關系的動態(tài)調整過程；第三，對于我們從宏觀上把握并購市場發(fā)展的規(guī)律具有價值。

一、企業(yè)并購動因與股權分置改革

中國企業(yè)的并購活動總是呈現浪潮式的發(fā)展[12]，這意味著不同行業(yè)的不同公司幾乎在同一時段進行并購活動，這表明并購浪潮可能由共同的因素驅動，即宏觀層面的經濟因素。基于對西方并購動因理論梳理可知，宏觀層面的企業(yè)并購動因包括資本市場流動性、股票市場狀況。故，本文基于西方并購動因理論提取出宏觀層面的兩大并購動因，即資本市場流動性和股票市場狀況，探究兩大宏觀層面的經濟因素是如何對企業(yè)并購行為產生影響。

中國資本市場建立初期，為了既保持公有制的主體地位又發(fā)展資本市場，實行的是“中國特色”的股權分置制度。股權分置帶來的嚴重弊端是流通股股東和非流通股股東之間的利益沖突以及資本市場定價機制扭曲。在這一時期，由于缺乏科學有效的估值體系，企業(yè)的控制權轉移方式以協議收購為主，協議收購對價的確定是收購方與出讓方之間私下協商的結果。這一時期的并購活動雖然活躍，但大多數并購活動都是扭曲的、投機性的，是非流通股股東掏空上市公司資源的主要手段。在這一背景下，中國證監(jiān)會于2005 年4月29 日發(fā)布了《關于上市公司股權分置改革試點有關問題的通知》，該通知的發(fā)布預示著我國的股權分置改革正式啟動。吳曉求[13]提出股權分置改革的歷史意義在于從制度上重建了中國資本市場，其歷史地位幾乎可以與20世紀90年代初資本市場的建立相提并論。Beck[14]研究表明，企業(yè)行為與制度環(huán)境密切相關。大量學者對于股權分置改革對公司治理及績效的影響展開了研究，并且認為股權分置改革顯著改善了上市公司治理，提升了企業(yè)價值，其產生作用的機制主要包括兩條路徑：一方面，股權分置改革激活了公司控制權市場，高效、活躍的控制權市場會給公司的管理層帶來了壓力，擔心因經營不善導致被收購，因此這種壓力形成了對管理層的約束，改善了公司治理，從而提高企業(yè)價值；另一方面通過原本的非流通股股東和流通股股東形成共同的利益基礎實現[15-16]。此外，股權分置改革通過影響上市公司的股權結構對公司的績效產生正向影響[17]。也有學者針對股權分置改革對股市波動性的影響展開研究。謝世清、邵宇平[18]認為股權分置改革的短期效應提高了股票市場波動性，而長期效應降低了股票市場的波動性。袁鯤、段軍山等[19]通過對股市波動突變時點準確判斷的基礎上，認為股權分置改革后，股市調控類政策對股票市場波動性的影響減小，而社會經濟事件對股票市場波動性的驅動作用增強。企業(yè)并購行為作為公司重大的投資決策，也受到外部制度環(huán)境變遷的影響。因此，立足中國資本市場的制度變遷來研究中國企業(yè)的并購動因更符合中國的實踐。

股權分置改革對企業(yè)并購行為的影響是全方位的，具體體現在以下三個方面：第一，并購對價確定市場化。股權分置改革之前的并購對價的確定大多數以目標公司的凈資產為依據，由公司之間經過協商確定，并且政府的行政干預偏多；股權分置改革結束之后，并購的對價大多以目標公司的市場價值為依據，使得并購對價的決策過程更加市場化。第二，并購方式市場化。股權分置改革結束了以協議收購為主導的并購時代，股改后的并購方式越來越多的呈現出市場化的形式，二級市場收購以及要約收購發(fā)揮越來越重要的角色。第三，并購支付方式多樣化。股權分置改革后股票“全流通”時代的到來為多樣化的并購支付提供了保障，股權支付、現金加股權混合支付等支付方式所占的比重越來越大。由此可見，股權分置改革對一項并購交易的影響是全方位的，我們認為股權分置改革可能使得資本市場流動性和股票市場狀況對企業(yè)并購動因的作用機制產生結構性的變化。

二、實證檢驗及分析

（一）實證模型、變量及數據說明

協整理論試圖分析經濟變量之間的長期關系，然而“長期”這一時間范疇的界定為經濟變量之間均衡關系的結構突變提供了可能性，因為經濟變量之間的關系可能會隨著經濟體制的變革而發(fā)生改變，尤其是對于正處于經濟轉型期的中國來說，制度變遷并不罕見，因此考慮結構突變的協整模型會更符合中國的實際情形[20]。Gregory、Hansen[21]出于制度變遷的考量，提出了考慮結構突變的協整分析方法，該方法認為經濟變量之間的長期均衡關系會在樣本期間的某一個未知時點發(fā)生變化。具體地，他們提出了截距突變（C）、包含時間趨勢項的截距突變（C/T）以及截距和斜率突變（C/S）三種結構突變的形式，同時構造了ADF*、Z*t、Z*a三個檢驗統(tǒng)計量，并通過蒙特卡洛模擬得出了各檢驗統(tǒng)計量的臨界值。若檢驗統(tǒng)計量拒絕原假設，即拒絕不存在結構突變協整，則認為變量之間存在結構突變協整關系。

以2001 年1 月到2017 年12 月期間數據為研究對象，基于數據的可得性，采用季度數據。對并購動因的度量，采用每季度的并購交易數量來刻畫；資本市場流動性的大小，采用廣義貨幣供給量來刻畫；股票市場狀況用上證綜指來刻畫[6][22]。所有的數據均來自Wind 數據庫。為了消除時間序列數據可能存在異方差，對并購交易數量、廣義貨幣供給量、股票價格指數分別取對數，取完對數后的變量分別用NM、M2、SZ來表示。

（二）不考慮結構突變的協整分析

1.ADF單位根檢驗

在使用時間序列進行計量分析之前，應首先檢驗時間序列的平穩(wěn)性。若直接對非平穩(wěn)的時間序列建模，會導致估計參數出現較大的偏差以及出現偽回歸。常用的ADF 單位根檢驗基于如下回歸方程進行檢驗：

對（1）式進行回歸，并檢驗H0:β= 0 vsH1:β＜0。若無法拒絕H0，即無法拒絕存在單位根的原假設，則認為為非平穩(wěn)時間序列。對并購數量、廣義貨幣供應量、上證綜指取對數后的時間序列NM、M2、SZ分別進行ADF 檢驗，結果顯示這三個時間序列在5%的顯著性水平上均無法拒絕存在單位根的原假設，故三者皆為非平穩(wěn)時間序列。對NM、M2、SZ進行一階差分后再進行ADF 檢驗，差分后的序列記為dNM、dM2、dSZ，結果顯示差分后的序列均在5%的顯著性水平上拒絕存在單位根的原假設，故均為平穩(wěn)時間序列。所以NM、M2、SZ均為一階單整過程。具體檢驗結果呈現在表1中。

表1 ADF單位根檢驗

2.協整檢驗及協整方程

ADF單位根檢驗表明NM、M2、SZ均為一階單整過程，符合協整檢驗的前提。協整關系檢驗主要包括EG-ADF 兩步法和Johansen MLE 估計法。這里擬采用Johansen 協整檢驗。Johansen 協整檢驗實質上是基于VAR 模型展開的，故首先要確定協整關系所對應的VAR 模型所對應的滯后階數。在各種信息準則下所確定模型的滯后階數選擇如表2 所示，根據HQIC 和HBIC 信息準則所確定的模型滯后階數為1，根據FPE 信息準則所確定的模型滯后階數為3，根據AIC信息準則所確定的模型滯后階數為4，根據LR 信息準則所確定的模型滯后階數為5。為了避免滯后階數過高導致的待估參數過多以及根據少數服從多數原則，最終確定模型的滯后階數為1。

表2 VAR模型滯后階數選擇

利用Stata14 進行Johansen 協整檢驗，結果如表3 所示，同時報告協整秩檢驗和最大特征值檢驗的估計結果。協整秩檢驗表明，存在一個線性無關的協整向量，而最大特征值檢驗也表明，可以在5%的水平上拒絕“協整秩為0”的原假設，但是無法拒絕“協整秩為1”的原假設。所以，并購數量、資本市場流動性以及股票價格指數之間存在協整關系。

表3 Johansen協整檢驗結果

表4 模型穩(wěn)定性檢驗

表5 Gregory-Hansen結構突變檢驗結果

進一步估計出長期協整關系的協整方程為：

由協整方程可知，資本市場流動性與并購數量之間正相關，股票價格指數與并購數量之間正相關，并且估計的系數都在1%的水平上統(tǒng)計顯著。該協整方程同時也表明，西方流動性并購動因理論所論述的“高資本市場流動性能夠驅動企業(yè)并購”從長期來看在中國的并購市場是成立的；價值誤估理論所蘊含的“并購浪潮多發(fā)生在股票市場高漲時”從長期來看在中國并購市場也是成立的。

3.平穩(wěn)性檢驗

上述VECM 模型具有適應性的前提是模型是平穩(wěn)的。模型平穩(wěn)的充要條件是除了模型本身所假設的2 個單位根之外，伴隨矩陣的所有特征值均落在單位圓內。檢驗結果表明，該模型是穩(wěn)定的，故得出的協整關系具有適用性。

（三）考慮結構突變可能的協整分析

1.變結構協整檢驗

上述的協整分析得出了并購數量、資本市場流動性、股票價格指數之間的長期均衡關系，但是這個協整分析并不能體現協整關系隨著制度變遷的動態(tài)調整過程。且在樣本期間，資本市場發(fā)生了許多重大的變化，股權分置改革尤為重要。在前文分析中我們已經提到，股權分置改革使得并購對價的確定、并購方式以及并購對價的支付方式均發(fā)生了重要變化，股權分置改革對一項并購交易的影響是全方位的。股權分置改革這一制度變遷可能使得企業(yè)并購與資本市場流動性和股價指數之間的長期均衡關系發(fā)生變化，那么事實是否如此需要嚴謹的實證檢驗。

考慮結構突變的協整分析以期識別制度變遷前后并購數量、資本市場流動性、股票價格指數之間長期均衡關系的動態(tài)調整。結構突變的協整分析的第一步是要識別出結構突變的時點。由上述的協整分析可知，并購數量、資本市場流動性、股票價格指數之間的長期均衡關系不含時間趨勢，以下將采用Gregory-Hansen 變結構協整檢驗，分別對截距突變（C）、截距和斜率突變（C/S）兩種結構突變的形式進行檢驗，試找出結構突變發(fā)生的時點。

Gregory-Hansen 結構突變檢驗結果顯示，ADF*檢驗統(tǒng)計量在截距突變（C）、截距和斜率突變（C/S）兩種結構突變的形式均不顯著；Z*t檢驗統(tǒng)計量在截距突變（C）、截距和斜率突變（C/S）兩種結構突變的形式均在1%的水平上顯著，并且識別出來的結構突變時點為2008 年第3 季度；Z*a檢驗統(tǒng)計量在截距突變（C）、截距和斜率突變（C/S）兩種結構突變的形式均在10%的水平上顯著，并且識別出來的結構突變時點為2008 年第3 季度。由此可見，在樣本期間內，并購數量、資本市場流動性、股票價格指數之間的長期均衡關系確實發(fā)生了結構性突變，且突變時點為2008年第3季度。股權分置改革2005 年4 月29 日開始，當年共有239 家公司完成股權分置改革；2006 年全面展開，共有905 家公司完成股權分置改革；2007 年和2008 年處于掃尾階段，分別有114 家和25 家公司完成股權分置改革。制度的變遷到發(fā)揮作用要經歷一段時間，且臨近2008 年第3 季度這一時間段我國資本市場最根本的制度性變革是股權分置改革，故將該結構突變時點認定為股權分置改革符合我國資本市場的實踐。

2.變結構協整分析結果

上述的Gregory-Hansen 變結構協整檢驗只能夠識別出結構突變發(fā)生的時點，但是并沒有告訴我們結構突變前后的協整關系是怎樣的。下面將在傳統(tǒng)的Johansen 協整檢驗中加入一個結構突變的虛擬變量作為外生變量，并以此來作為變結構協整檢驗，以2008 年第3 季度為突變時點構造虛擬變量，記為DUM,2008年第3季度之前取值為0，之后取值為1。首先對加入結構突變虛擬變量之后是否存在協整關系進行檢驗，同時匯報跡統(tǒng)計量和最大特征值統(tǒng)計量，檢驗結果如表6所示。

表6 帶結構突變虛擬變量的Johansen協整檢驗

從表6 的檢驗結果可以看出，在考慮結構突變的情況下，并購數量、資本市場流動性、股票價格指數之間在5%的顯著性水平上仍存在長期的協整關系。下面分別考慮截距突變（C）、截距和斜率突變（C/S）兩種結構突變模型。具體估計結果見表7。

表7 標準化的變結構協整方程

表7列式了考慮截距突變（C）、截距和斜率突變（C/S）兩種結構突變的回歸結果。在截距和斜率突變（C/S）突變的回歸中，僅考慮股票價格指數SZ 的斜率突變的回歸結果顯著，同時考慮資本市場流動性M2和股票價格指數SZ斜率突變的回歸結果不顯著，故將其舍棄。表7中列式的C/S模型為僅包含股票價格指數SZ 斜率的回歸結果。此結果也進一步驗證了此前檢驗的結構突變時點為股權分置改革。因為股權分置改革是股票市場的根本性變革，在變革前后股票市場與并購活動之間的作用機制發(fā)生了變化，故在長期均衡關系上僅體現為股票價格指數SZ 的斜率發(fā)生了突變，而資本市場流動性M2 的斜率并沒有發(fā)生突變。表7 的回歸結果表明，股票價格指數和資本市場流動性均與并購數量正相關，其中，考慮截距和斜率突變模型（C/S）的回歸結果表明，股權分置改革后，從長期來看，股票市場與并購數量之間的正向關系加強了。

3.未考慮結構突變和考慮結構突變兩種情況實證結果比較

未考慮結構突變和考慮結構突變的協整分析均表明股票價格指數和資本市場流動性均與并購數量正相關，但是考慮結構突變的協整分析不但能夠識別出結構突變的時點，而且能更細致地刻畫結構突變前后股票價格指數、資本市場流動性與并購數量之間長期均衡關系的動態(tài)調整，更符合我國資本市場的實踐。上述實證分析結果表明：從長期來看，股票價格指數和資本市場流動性均與并購數量正相關，但是股權分置改革后，股票市場與并購活動之間的正向關系加強了。這一結論也與理論分析相符合，即股權分置改革這一制度變革作用于股票市場，進而對企業(yè)的并購行為產生影響。

三、進一步的實證分析

（一）模型設定、變量及數據

從前文的分析中，我們得出了2008 年第3 季度這一結構突變的時點，并將之認定為股權分置改革，同時還得出了“從長期來看，股票價格指數和資本市場流動性均與并購數量正相關，但是股權分置改革后，股票市場與并購活動之間的正向關系加強了”這一結論。宏觀層面的并購數量NM 本質上是企業(yè)微觀層面并購活動的加總，變量之間的長期均衡關系本質上也是各時段短期關系的整體體現。為了進一步佐證前文的結論，接下來使用企業(yè)微觀層面的數據對前文協整分析以及變結構協整分析的結論進行檢驗。設定如下面板logit模型：

本部分回歸分析中的被解釋變量是上市公司的并購選擇（MA），是一個二值變量，衡量上市公司在會計年度內是否選擇發(fā)起并購，如果發(fā)起并購，則MA賦值為1；否則，賦值為0。并購基本數據來源于Wind數據庫提供的中國并購庫，該數據庫中所提供的并購數據始于2003 年。以2003 至2017 年滬深兩市發(fā)起的并購事件為基礎，選擇并購方為上市公司的樣本，并按如下方法篩選：（1）剔除控制權未發(fā)生轉移的并購樣本；（2）剔除股份回購、股權劃撥、反向收購、資產置換的并購事件；（3）剔除司法裁定、國有股權行政劃轉或變更、繼承和贈與等不符合市場化交易的并購事件；（4）剔除關聯交易的并購事件；（5）剔除所有金融行業(yè)的并購樣本；（6）剔除并購方或被并購方為境外公司的并購樣本；（7）剔除由多方聯合發(fā)起的并購樣本；（8）剔除并購數據披露不全的并購樣本。經過上述步驟的篩選，最終得到的有效并購觀察值有4659 個。2003 年到2008 年間的有效觀察值僅僅只有20 個，占總有效觀察值的0.43%。2003 年到2008 年間的樣本太少，即使用來進行回歸分析，得出的結論也不具備大樣本性質，容易產生較大的偏差。故在分析中，舍棄2003到2008年間的樣本。所以，最終選擇的研究的樣本區(qū)間為2009 年到2017 年。我們無法對股權分置前后的樣本進行對比分析，但是我們依然可以分析資本市場流動性以及股票市場狀況在股權分置改革后對企業(yè)微觀并購行為的影響。

主要的解釋變量用Xt來表示，分別為：資本市場流動性，用廣義貨幣供應量取對數來衡量，記為M2；股票市場狀況，用上證綜指取對數來衡量，記為SZ。同時，為了檢驗前文變結構協整的結論（即股權分置改革后，股票市場與并購活動之間的正向關系加強了），采用股票市場流通股市值占總市值的比重作為股權分置改革效果的代理變量，用GG 來表示。之所以選擇這一代理變量GG 是由于股權分置改革的直接結果是股票市場上流通股增加。在回歸模型中，增加SZ×GG 這一交互項，并著重關注該交互項的系數，若交互項系數顯著為正則從側面證實該結構突變的時點為股權分置改革。

企業(yè)層面的控制變量用Zi,t-1來表示，主要包括：企業(yè)規(guī)模（Size），用企業(yè)資產取對數來衡量；盈利狀況（Profit），用ROA 來衡量；企業(yè)成長能力（Growth），用營業(yè)收入增長率或資產增長率來衡量；企業(yè)風險水平（Risk），用財務杠桿來衡量；企業(yè)持有現金流大小（Cash），用現金占總資產比例來衡量；企業(yè)托賓Q 值（TQ），作為對新古典理論中托賓Q 理論的代理變量；上市公司股權集中度（Hindex），用上市公司前10 大股東持股比例平方和來衡量。此外，控制企業(yè)流通股本占總股本的比重，用Tradable 來表示，以此來衡量企業(yè)股改的效果。為了消除異常觀測值的影響，本文對企業(yè)層面的控制變量進行了1%水平的winsorize處理。企業(yè)層面的控制變量均來源CSMAR 數據庫。μi為個體固定效應，可捕捉個體異質性及遺漏變量；εi,t為隨機擾動項，下標i和t分別表示企業(yè)個體和年份。

（二）實證結果分析

對于表8 面板logit 固定效應回歸結果，回歸（1）和回歸（2）分別檢驗資本市場流動性和股票市場狀況對企業(yè)并購行為的影響。在回歸（1）和（2）中，M2 的系數為正，且在1%的水平上顯著，SZ 的系數也為正，且在1%的水平上顯著。回歸（3）將M2 和SZ 同時放入回歸模型，兩者系數依然在1%的水平上顯著為正。回歸（4）中加入交互項SZ×GG，該交互項系數在1%的水平上顯著為正。該回歸結果說明：從企業(yè)微觀層面來看，增加資本市場流動性會提高企業(yè)發(fā)起并購的可能性，股票價格指數上漲也會提高企業(yè)發(fā)起并購的可能性；此外，股權分置改革帶來的流通股的市場價值占總股本市場價值越高時，股票價格指數上漲時發(fā)起并購的可能性會進一步提高，從而從側面佐證了前文得出的結構突變的時點為股權分置改革這一結論。在控制變量方面，表8 中Profit、Growth 和Tradable 與預期不符，其他控制變量的符號均與預期相符合。同時，采用流通股本占總股本比重作為股權分置改革代理變量時，結論依然穩(wěn)健。

表8 面板logit固定效應回歸結果

（三）實證結果的進一步解讀

上述微觀層面企業(yè)個體的實證結果有效的佐證了宏觀層面協整分析和變結構協整分析的結論，說明了資本市場流動性和股票市場狀況確實對微觀企業(yè)的并購行為產生了影響，并且股權分置改革使得股票市場對企業(yè)并購行為的影響加強。在股權分置改革之前，我國股票市場上有大約三分之二的股份不能流通，同股不同權、同股不同利的“股權分置”現象嚴重阻礙了資本市場的市場化發(fā)展之路。股權分置改革使得市場上大多數股份可以流通，激發(fā)了股票市場的活力，為市場化的交易提供了制度保障，同時也為理性的并購交易帶來了生機。股權分置改革之前，現金支付在并購對價支付方式中占據絕對的主導地位；股權分置改革之后，雖然現金支付仍然是最主要的并購對價支付方式，但是我們也看到股權支付和現金加股權支付也發(fā)揮越來越重要的作用。也就是說，股權分置改革的實施使得越來越多的股權支付參與的并購成為可能。此外，股權分置改革后，資本市場的定價功能更加完善，并購對價的確定過程更加市場化，同時二級市場收購、要約收購等更加活躍。

結語

企業(yè)的并購動因研究是企業(yè)并購行為研究的出發(fā)點。本文主要探究了資本市場流動性、股票市場狀況對中國企業(yè)并購動因的影響。研究發(fā)現并購數量、資本市場流動性以及股票市場狀況之間存在長期均衡關系。同時，為了更貼合中國資本市場發(fā)展的實踐，采用變結構協整分析發(fā)現并購數量、資本市場流動性以及股票市場狀況之間長期均衡關系發(fā)生了結構性突變，并將由于制度變遷帶來的結構性突變的時點認定為股權分置改革。同時估計出了結構突變前后三者之間的長期均衡關系，并且在股權分置改革后股票市場狀況對企業(yè)并購動因的正向影響加強。最后，為了進一步佐證前文的發(fā)現，采用2009年到2017年的企業(yè)層面的微觀數據，運用面板logit 模型得出企業(yè)發(fā)起并購的可能性與資本市場流動性以及股票市場狀況正相關，并且股權分置改革帶來的股票市場上流通股的增加使得股票市場狀況與企業(yè)發(fā)起并購可能性之間的正向關系加強。

本文的結論說明股權分置改革確實是資本市場的良性變革，股權分置改革后公司控制權市場進一步激活，上市公司之間的優(yōu)勝劣汰和行業(yè)整合進一步加速，企業(yè)的并購重組活動也大多是基于調整產業(yè)結構、提升產業(yè)競爭力、提高資源配置效率而展開。然而，資本市場的完善不是一個一蹴而就的過程。隨著資本市場發(fā)展過程中一系列新變化、新情況的出現，必然伴隨著一系列新的制度性變革，這些變革是否也會帶來并購數量、資本市場流動性以及股票市場狀況之間長期均衡的動態(tài)調整？這也是未來值得我們不斷思索和探討的問題。

【責任編輯：許潔】