央企与地方国企异地并购动机与绩效的差异研究——基于要素市场环境的分析，本文主要内容关键词为：异地论文,国企论文,市场环境论文,动机论文,绩效论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
0 引言 中共十八届三中全会做出了“发挥市场在资源配置中的决定性作用”、“进一步深化国有企业市场化改革”的战略性决定，国有企业的市场化改革成为我国市场化改革的重中之重。在国有企业的市场化改革进程中，只有在准确认识到央企与地方国企对两者经营活动的差异之后，中央政府才能分别对央企与地方国企采取针对性的改革措施，以确保国有企业市场化改革的成效，这凸显了对央企与地方国企的本质差异进行进一步研究的必要性。 央企与地方国企的本质差异在于央企能够凭借中央政府的政治权威在全国各地获得当地政府的支持，获得寻租利益，但地方国企的影响力仅限于当地，只能获得当地政府的支持，在本地获得寻租利益(方军雄，2008)。因此，研究央企与地方国企行为差异的落脚点应放在两者面对的不同范围的寻租利益对两者行为的影响上。而在寻租利益的研究上，学者发现某一地区的政治寻租空间与当地的要素市场环境存在着密切的联系(高帆，2008；张杰等，2011)。由于中国改革呈现出的渐进式改革的特征，我国要素市场的发育程度远远滞后于产品市场的发育程度(世界银行2012年工作报告)。要素市场发展的滞后是指地方政府出于自身政治绩效的考虑倾向于降低生产要素的价格，导致生产要素价格出现一定程度的“低估”。要素市场发展水平越低，生产要素价格的“低估”情况越严重，由此带来的政治寻租空间越大(张杰等，2011)。 虽然央企与地方国企都能凭借当地政府的支持获得由要素市场发展滞后带来的廉价生产要素，获得寻租利益；但是由于政治影响力的不同，两者能获得的寻租利益的范围有所不同。对地方国企而言，它们的政治影响力仅限于当地，只能在当地获得政府的支持获得寻租利益。当通过异地并购进入其他地区时，地方国企无法直接获得目标方所在地政府的直接支持(潘红波等，2008)，只能通过政治寻租活动追求政治寻租利益。与地方国企不同，央企在通过异地并购进入其他地区后，凭借其政治影响力与规模影响力可以直接获得目标方所在地政府的支持(方军雄，2008)，不需要通过寻租活动就能直接获得寻租利益。由此可见，央企与地方国企在进行异地并购后，会因为其政治影响力的不同而具有不同的政治寻租能力，从而影响两者的并购绩效。因此，本文将从央企与地方国企的并购事件出发，探讨央企与地方国企因政治影响力不同导致的并购行为的差异。 在央企与地方国企并购绩效的相关研究上，国外学者从投资者保护水平(Martynova et al.，2008；Bris et al.，2008)、法制环境水平(Kuipers et al.，2008)等角度证明了并购双方制度环境差异会对并购绩效产生显著的影响。我国学者也从政府干预水平(潘红波等，2008)、投资者保护水平(唐建新等，2010)等角度探讨了并购双方制度环境差异对我国企业并购绩效的影响，但这些制度环境因素都不能有效地捕捉央企与地方国企的主要差异，因此当前研究仍然没有得出央企与地方国企并购规律差异的具体认识。本文将利用并购双方要素市场环境差异导致的政治寻租空间，捕捉央企与地方国企政治影响力的差异，并据此探讨央企与地方国企并购偏好与并购绩效的差异，丰富我国国有企业异地并购规律的相关研究。 本文可能的贡献在于以下3个方面：1.证明央企与地方国企的差异在于两者政治影响力的不同并提供实证证据，探讨该差异对两者并购活动的影响。虽然当前学术界普遍认可央企与地方国企的差异在于两者政治影响力的不同，但缺乏相关实证证据，同时也鲜有学者探讨该差异导致的央企与地方国企的行为差异。本文证明央企与地方国企的政治影响力差异会导致两者并购动机与并购绩效的差异，提供两者政治影响力差异的直接实证证据，同时也补充了决企与地方国企并购活动差异的相关研究成果。2.证明了要素市场环境是显著影响国有企业异地并购绩效的制度因素，补充了企业异地并购的相关理论。本文发现要素市场发展滞后导致的寻租空间将显著影响央企与地方国企的异地并购偏好以及异地并购绩效，证明了要素市场环境是国有企业并购绩效的显著影响因素，较好地补充了当前企业异地并购研究的成果。3.为要素市场发展滞后导致的寻租空间提供实证证据，补充我国转轨经济理论的内容。虽然学术界普遍认同要素市场扭曲会带来较大的政治寻租空间，但当前仍没有该寻租空间存在的直接证据。本文证明了央企偏好通过异地并购进入要素市场落后地区，通过获取寻租利益获得积极的并购绩效，为要素市场发展滞后导致的寻租空间提供直接的实证证据。 1 理论分析与研究假设 参考前人相关研究中本地并购与异地并购的界定方法，文中企业所在地由其注册地的省份来定义，并将收购方与目标方注册地处于同一省份的并购事件视为本地并购，将并购中收购方与目标方注册地处于不同省份的并购事件视为异地并购。由于下文的研究中将根据并购方与目标方要素市场发展水平孰高孰低对并购事件进行分类并比较，为方便起见，本文将并购方要素市场发展水平高于目标方的异地并购称为顺流并购，将并购方要素市场发展水平低于目标方的异地并购称为逆流并购。 1.1 央企与地方国企不同类型的异地并购概率差异 由于央企能够凭借中央政府的政治影响力与规模影响力直接获得全国各地政府的支持(方军雄，2008)，因此央企有动机通过顺流并购进入要素市场发展水平低的地区，凭借当地政府的支持获得当地的廉价生产要素，获取寻租利益。地方国企的政治影响力仅限于当地，一旦通过异地并购进入其他地区，地方国企并不能直接获得当地政府的支持，而只能通过政治寻租活动获取当地政府的支持(潘红波等，2008)。由于要素市场水平越低，企业的政治寻租成本越高(高帆，2008)，因此在地方国企的异地并购过程中，目标方要素市场水平越低，地方国企在异地并购后寻求目标方政府支持的政治寻租成本越高，并购绩效就越差，导致地方国企抗拒顺流并购，以免进入要素市场发展水平低的地区。由此可见，央企偏好选择顺流并购以尽可能凭借自身政治权威获得政治寻租利益，而地方国企抗拒选择顺流并购以避免在并购后进行大量的政治寻租活动，即央企选择顺流并购的概率高于地方国企。据此，本文提出假设1A。 假设1A：央企进行顺流并购的概率显著高于地方国企进行顺流并购的概率。 若央企进行逆流并购，在并购后将面对更为成熟的要素市场，可以获得的政治寻租空间不升反降，因此央企不会偏好逆流并购。对地方国企而言，在逆流并购后虽然面对更为成熟的要素市场，在并购后的政治寻租成本的增加比顺流并购的情况要小，但是跟原来直接获得政府支持的情况相比，政治寻租成本也有所上升，因此地方国企也不会偏好逆流并购，即央企与地方国企进行逆流并购的概率没有显著的差异。据此，本文提出假设1B。 假设1B：央企进行逆流并购的概率与地方国企进行逆流并购的概率没有显著差异。 1.2 央企与地方国企不同类型的异地并购绩效差异 央企通过顺流并购进入要素市场落后地区时，可以凭借当地政府的支持获取当地的廉价生产要素，获得政治寻租利益，从而具有良好的并购绩效。与之相反，地方国企通过顺流并购进入要素市场落后地区后需要开展较多的政治寻租活动(潘红波等，2011)，提高了地方国企的运作成本，从而具有消极的并购绩效。由此可见，在顺流并购过程中，央企能直接获得当地的廉价生产要素但地方国企要进行较多寻租活动后才能获得当地的廉价生产要素，导致央企的顺流并购绩效高于地方国企的顺流并购绩效。据此，本文提出假设2A。 假设2A：央企的顺流并购绩效显著高于地方国企的顺流并购绩效。 与顺流并购中的情况相反，央企在进行逆流并购后，面对的政治寻租空间不升反降，从而减少了央企可以获得的政治寻租利益。对地方国企而言，在逆流并购后也会因为失去“支持之手”带来寻租成本的增加，因此央企与地方国企的逆流并购绩效没有显著的差异。据此，本文提出假设2B。 假设2B：央企的逆流并购绩效与地方国企的逆流并购绩效没有显著的差异。 1.3 要素市场环境变化影响央企与地方国企并购绩效的具体途径 根据前文分析，要素市场环境变化导致的央企与地方国企并购绩效的差异主要来源于政治寻租空间对两者的不同影响。当央企与地方国企同时进入要素市场更为落后地区时，目标方落后的要素市场环境对央企而言意味着更多的政治寻租利益，但与地方国企而言则意味着更多的政治寻租成本。央企获得的政治寻租利益主要体现为凭借目标方当地政府的支持直接获得当地的廉价生产要素，由此带来主营业务成本的下降。而地方国企政治寻租成本的增加将体现在地方国企管理费用的变化上。由此，政治寻租空间的变化将主要通过央企与地方国企主营业务成本及管理费用的变化影响两者的异地并购绩效。 首先，在主营业务成本率变化方面，央企在进行顺流并购时可以直接获得当地的廉价生产要素，因此可以降低其主营业务成本率。但对地方国企而言，顺流并购前地方国企可以凭借当地政府的支持直接获得廉价的生产要素，但顺流并购后不能直接获得目标方当地政府的支持，而需通过政治寻租活动来获取所需的生产要素。一方面，政治寻租活动的成本会导致主营业务成本的增加。但另一方面，在进行了政治寻租活动后获得的廉价生产资源会降低主营业务成本，因此在顺流并购后地方国企的主营业务成本率将没有显著的变化。据此，本文提出假设3。 假设3：央企在进行顺流并购后主营业务成本率将显著下降，地方国企在进行顺流并购后主营业务成本率将无显著变化，导致顺流并购样本中央企主营业务的增加值显著低于地方国企。 在管理费用率变化方面，因为政治寻租成本在财务报表中主要体现为管理费用，因此异地并购后政治寻租空间的变化会引起央企与地方国企管理费用率变化的差异。当地方国企通过顺流并购进入要素市场环境落后地区时，地方国企需要投入较多资源进行政治寻租活动，由此带来管理费用的增加。相反，当央企通过顺流并购进入要素市场环境落后地区时，不仅不需要开展政治寻租活动，反而会因为政治寻租利益的增加而降低管理费用，从而导致央企顺流并购后管理费用的增加值显著小于地方国企。另外，当地方国企通过逆流并购进入要素市场发达地区时，政治寻租成本的增加显著小于顺流并购样本。而央企进入要素市场发达地区时也因政治寻租利益的减少面对管理费用一定程度的上升，从而导致央企与地方国企顺流并购后管理费用的变化没有显著差异。据此，本文提出假设4。 假设4：顺流并购后地方国企管理费用率的增加值显著大于央企，但逆流并购后地方国企管理费用率的变化与央企没有显著差异。 表1列示了本文的研究假设汇总。
2 研究设计与变量选择 2.1 样本选择 本文选取Wind企业并购数据库中记录的2003年至2009年间①央企与地方国企作为并购方的非关联股权标的的并购事件，并按如下标准进行样本的筛选：第一，删除收购方公司或目标公司属于Wind金融行业的样本；第二，删除同一企业在同一天宣布并购不同省份企业的并购样本；第三，若同一企业在同一天宣布并购同一省份两间或以上企业，则把所有并购事件合并；第四，为消除不同并购事件的叠加影响，对相隔不足三年的同一公司的并购事件，只选取最后一起并购事件，删除该公司其余的并购事件；第五，为确保并购事件对企业经营活动有重要影响，删除交易金额小于500万元的并购样本。最后整理得出220个有效样本。为克服异常值的影响，本文在3%水平上对数据进行了Winsorize处理。 表2列示了央企与地方国企不同类型的并购事件的年度分布状况。可以看出，在所有并购类型中，央企最为偏好顺流并购，其次偏好本地并购，最抗拒逆流并购。地方国企顺流并购事件与逆流并购事件的总和远远低于地方国企的本地并购事件，表明地方国企选择异地并购的概率远远低于其选择本地并购的概率。这是因为无论顺流并购还是逆流并购，地方政府都会失去当地政府“支持之手”的帮助，因此地方政府尤为偏好本地并购，尽量避免异地并购。而在异地并购样本中，地方国企的顺流并购事件稍多于逆流并购事件，但两者相差不大。
2.2 代理变量与数据来源 (1)企业性质。本文首先通过查阅Wind数据库中各上市公司的“上市公司实际控制人”，并根据企业年报中“股本变动及股东情况”确认企业的最终控制人。然后，按夏立军等(2005)的分类标准，把样本企业分为央企与地方国企。 (2)要素市场发展水平。本文采取樊纲等人历年编制的《中国市场化指数》中要素市场发育程度得分这一指标衡量不同地区要素市场的发展水平。 2.3 模型与变量定义 2.3.1 央企与地方国企不同类型的异地并购概率差异 本文将构建模型(1)与模型(2)分别检验央企与地方国企顺流并购的概率差异以及逆流并购的概率差异：
本文将利用Probit模型与Logit模型对方程(1)进行回归，比较央企与地方国企的顺流并购概率差异，然后再对方程(2)进行回归，比较两者的逆流并购概率差异。模型(1)中的被解释变量DOWN是顺流并购的代理变量，当且仅当并购事件为顺流并购时取1，否则取0。模型(2)中的被解释变量UP是逆流并购的代理变量，当且仅当并购事件为逆流并购时取1，否则取0。解释变量Gov是央企的代理变量，当且仅当并购方是央企时取1，否则取0。因此，模型(1)中Gov的系数
代表央企顺流并购概率减去地方国企顺流并购概率的差值，模型(2)中Gov的系数
代表央企逆流并购概率减去地方国企逆流并购概率的差值。根据本文的假设1A，央企的顺流并购概率显著高于地方国企的顺流并购概率，因此模型(1)中
应该显著为正。根据假设1B，央企与地方国企进行逆流并购的概率没有显著差异，因此模型(2)中
应该不显著。 参考已有文献对并购绩效的研究成果(李善民等，2007；潘红波等，2008)，本文采用控制变量及其具体定义如下：Size代表企业规模，等于并购前一会计年度末总资产的自然对数值；ROA代表企业的盈利能力，等于并购前一会计年度末净利润与总资产的比值；Ind代表企业的公司治理水平，等于独立董事人数占董事会总人数的比例；Industry是跨行业并购的代理变量，当并购属于同行业并购或上下游行业并购时取0，否则取1；Δgdp代表并购方与目标方地区经济发展水平的差异，等于并购前一年度末并购方所在地人均GDP的对数值减去目标方人均GDP对数值的差值②。为控制企业资源依赖的地区性对企业并购偏好与绩效的影响，本人设置行业虚拟变量I0，当且仅当并购方属于采掘业或石油化工制造业时取1，否则取0。最后，为控制金融危机的影响，本文设置年份的虚拟变量Year，当且仅当并购事件发生在2008年或2009年时取1，否则取0。 2.3.2 央企与地方国企不同类型的异地并购绩效差异 在比较了央企与地方国企的顺流并购概率差异与逆流并购概率差异后，本文进一步利用模型(3)与模型(4)来检验央企与地方国企的顺流并购绩效差异与逆流并购绩效差异：
本文利用并购公告带来的股价异常收益率(CAR)衡量企业的并购绩效。在计算CAR的过程中，估计窗口定义为[-270，-20]，事件窗口定义为[-2，1]。模型(3)与模型(4)中的控制变量与模型(1)与(2)中相比，只多了一个逆米勒系数λ，其他变量的定义与模型(1)与(2)一致。由于央企与地方国企进行不同类型的异地并购概率有显著差异，若直接进行回归，会因为模型样本的内生性问题而导致估计偏误。因此，为了控制模型的内生性问题，本文仿照尹志超等(2009)与潘红波等(2011)的研究方法，首先利用Probit模型对模型(1)与模型(2)分别进行回归，分别估计央企与地方国企的顺流并购概率与逆流并购概率，并以此构造逆米勒比率λ作为控制变量以控制模型的内生性问题。 在模型(3)中，DOWN的系数
代表了地方国企的顺流并购绩效减去地方国企的其他类型并购事件的平均绩效的差值，DOWN×Gov的系数
代表了央企顺流并购绩效减去央企其他类型并购事件的平均绩效的差值，而Gov与DOWN×Gov的系数和(
+
)代表央企顺流并购绩效减去地方国企顺流并购绩效的差值。同理，在模型(4)中，UP的系数
代表了地方国企的逆流并购绩效减去地方国企的其他类型并购事件的平均绩效的差值，UP×Gov的系数
代表了央企逆流并购绩效减去央企其他类型并购事件的平均绩效的差值，而Gov与UP×Gov的系数和(
+
)代表央企逆流并购绩效减去地方国企逆流并购绩效的差值。根据本文的假设2A，央企的顺流并购绩效显著高于地方国企的顺流并购绩效，因此模型(3)中Gov与DOWN×Gov的系数和(
+
)应该显著为负。而根据本文的假设2B，央企与地方国企的逆流并购绩效没有显著的差异，因此模型(4)中Gov与UP×Gov的系数和(
+
)应该不显著。 2.3.3 要素市场环境变化影响央企与地方国企并购绩效的具体途径
最后，本文将模型(3)与模型(4)中的被解释变量分别换成ΔCost与ΔAdmin，通过主营业务成本率变化及管理费用率变化两方面考察要素市场环境变化影响央企与地方国企并购绩效的具体途径。其中，ΔCost代表了主营业务成本率的变化值。主营业务成本率等于企业的主营业务成本除以主营业务收入的比值，ΔCost等于主营业务成本率在并购事件后第一个完整的会计年度年末的值减去并购前一年年末的值。ΔAdmin等于管理费用率在并购事件后第一个完整的会计年度年末的值减去并购前一年年末的值。 与模型(3)中的情况类似，模型(5)中Gov与DOWN×Gov的系数和(
+
)代表了被解释变量在央企与地方国企的顺流并购样本中的差值。而模型(6)中Gov与UP×Gov的系数和(
+
)代表了被解释变量在央企与地方国企的逆流并购样本中的差值。本文将检验不同解释变量下(
+
)的符号与显著性来检验本文剩余的假设。表3列示了各主要变量的描述性统计情况。
3 实证结果分析 3.1 央企与地方国企不同类型异地并购概率差异的实证分析 表4列示了央企与地方国企的顺流概率差异与逆流并购概率差异。无论在Probit模型还是在Logit模型中，当把DOWN作为被解释变量时，Gov的系数都显著为正，说明央企进行顺流并购的概率显著高于地方国企，验证了本文的假设1A。而当把UP作为被解释变量时，不仅Gov的系数均不显著，模型总体也不显著，表明地方国企进行逆流并购的概率与央企没有显著的差异，验证了本文的假设1B。由于在顺流并购过程中，央企能够凭借自身的政治影响力获得目的方地区因要素市场发展落后带来的廉价生产要素，从而导致央企偏好顺流并购。值得注意的是，由于央企与地方国企在进行顺流并购的概率有显著差异，在比较央企与地方国企的顺流并购绩效或其他关键指标的变化情况时会有明显的样本选择偏误问题，因此必须利用Heckman两步法对模型进行回归而不能直接回归，以控制样本选择偏误带来的内生性问题。
3.2 央企与地方国企不同类型异地并购绩效差异的实证分析 表5列示了央企与地方国企的顺流并购绩效差异与逆流并购绩效差异。首先观察顺流并购绩效对比模型的实证结果。在顺流并购绩效对比模型中，DOWN的系数显著为负，表明地方国企的顺流并购绩效差于地方国企其他类型并购事件的并购绩效，而DOWN×Gov的系数显著为正，表明央企的顺流并购绩效高于央企的其他并购事件的并购绩效，表明了顺流并购中目标方落后的要素市场环境会为央企带来积极的并购绩效，但为地方国企带来消极的并购绩效。
此外，Gov与DOWN×Gov的系数和(
+
)显著为正，说明央企的顺流并购绩效显著高于地方国企的顺流并购绩效，验证了本文的假设2A。央企的顺流并购绩效显著高于地方国企这一结果与央企的顺流并购概率显著高于地方国企是一致的。央企在顺流并购过程中能够获得政治寻租空间带来的政治寻租利益，获得积极的并购绩效。而地方国企在顺流并购过程中不仅不能获得政治寻租空间带来的政治寻租利益，反而会提高政治寻租成本，获得消极的并购绩效，导致地方国企的顺流并购绩效低于央企。 而在逆流并购绩效模型中，虽然模型整体依然显著，但是Gov与UP×Gov的系数和(
+
)不再显著，意味着央企的逆流并购绩效与地方国企的逆流并购绩效没有显著的差异，验证了本文的假设2B。由于导致央企与地方国企顺流并购概率与绩效的差异的根本原因都是顺流并购过程中目标方要素市场扭曲带来的政治寻租空间，而在逆流并购过程中，目标方要素市场环境水平较高，带来的政治寻租空间较小，因此导致央企与地方国企的逆流并购绩效没有显著的差异。总的而言，央企进行顺流并购的概率显著高于地方国企，并且央企的顺流并购绩效也显著高于地方国企，但是央企进行逆流并购的概率与绩效都与地方国企没有显著的差异，说明导致央企与地方国企顺流并购概率与绩效差异的根本原因在于目标方要素市场扭曲带来的政治寻租空间，为前文的理论分析提供了实证支持。 3.3 导致央企与地方国企异地并购绩效差异的微观机制的实证分析 本文主要从主营业务成本率变化与管理费用率变化两个方面考察央企与地方国企异地并购绩效差异的具体成因。 3.3.1 主营业务成本率变化的对比 本文对比总结了央企与地方国企在顺流并购后主营业务成本率变化以及逆流并购后主营业务成本率的变化情况，结果如表6所示。在顺流并购样本对比模型中，DOWN×Gov的系数显著为负，说明央企在顺流并购后其主营业务成本率的下降显著大于央企其他类型并购事件后主营业务成本率的下降，证明了央企可以通过顺流并购进入要素市场落后地区，获取当地的廉价生产要素，并有效地降低主营业务成本。 此外，Gov与DOWN×Gov的系数和(
+
)显著为负，表明顺流并购后央企主营业务成本率的下降显著大于地方国企顺流并购后主营业务成本率的下降，从而验证了本文的假设3。
在顺流并购过程后，央企能够凭借自身的政治影响力直接获取当地的廉价要素。但是地方国企在进行顺流并购过程后无法直接获得当地政府的支持，因此不能像央企一样直接获得当地的廉价生产要素，只能通过政治寻租活动追求廉价的生产要素，所带来的政治寻租成本会导致其主营业务成本率的增加显著大于央企。由此可见，导致央企顺流绩效显著高于地方国企顺流绩效的一大原因在于顺流并购后央企主营业务成本率的增加值显著低于地方国企。而由于导致央企与地方国企的主营成本率变化差异的根本原因在于目标方要素市场扭曲带来的政治寻租空间对两者的不同影响，再次证明了目标方要素市场扭曲带来的政治寻租空间是导致央企与地方国企顺流并购绩效差异的一大重要原因。 在逆流并购样本中，Gov与UP×Gov的系数和(
+
)不再显著，说明在逆流并购过程中，央企的主营业务成本率的变化与地方国企的主营业务成本率的变化没有显著的差异。但是UP×Gov的系数显著为正，表明央企逆流并购后其主营业务成本率的增加显著大于央企其他类型并购事件中主营业务成本率的增加。这是由于央企在进行逆流并购时，面对的要素市场发展水平有所提高，可以获得的廉价生产要素有所减少，从而导致央企逆流并购样本中主营业务增长率较央企其他类型并购样本有明显的增长。央企逆流并购样本中主营业务率的显著增加进一步证明了目标方要素市场环境发展水平带来的政治寻租空间对央企可以获得的政治寻租利益密切相关，进一步验证了本文的结论。 3.3.2 管理费用率变化的对比 表7对比总结了央企与地方国企在顺流并购样本与逆流并购样本中管理费用率变化的状况。在顺流并购对比模型中，DOWN的系数显著为正，说明在顺流并购过程后，地方国企管理费用率的增加显著大于地方国企其他类型并购事件中管理费用率的增加，而DOWN×Gov的系数显著为负，表明央企顺流并购样本中管理费用的增加显著小于央企其他并购样本中管理费用的增加。同时，Gov与DOWN×Gov的系数和(
+
)显著为负，表明顺流并购后地方国企管理费用的增加显著大于央企。 根据前文的分析，央企与地方国企的最显著区别在于异地并购后央企能够凭借其政治影响力获得全国各地政府的支持而地方国企只能通过政治寻租活动寻求目标方地方政府的支持。因此，在进行顺流并购后，地方政府需要投入政治寻租活动以获得目标方当地政府的支持，带来管理费用的增加。而央企则可以通过政治寻租利益的增加有效降低管理费用率，导致央企与地方国企管理费用变化的差异。
由此可见，导致央企的顺流并购绩效显著高于地方国企的顺流并购绩效的原因除了在于顺流并购后央企主营业务成本率的增长小于地方国企之外，另一大原因在于顺流并购后央企管理费用的增加值也显著小于地方国企。而导致顺流并购后地方国企与央企管理费用率变化差异的根本原因也是顺流并购后目标方要素市场扭曲带来的政治寻租空间引发的两者政治寻租活动的差异，再次证明了目标方要素市场扭曲带来的政治寻租空间是导致央企与地方国企顺流并购绩效差异的根本原因。 在逆流并购对比模型中，Gov与UP×Gov的系数和(
+
)不再显著，说明在逆流并购后央企与地方国企的管理费用变化没有显著的区别。并且，UP的系数以及其与UP×Gov的系数的和也不再显著，说明地方国企与央企的管理费用在逆流并购后都不会发生显著的变化。这是由于与顺流并购相比，逆流并购中目标方要素市场环境水平较高，带来的政治寻租空间较小，地方国企在逆流并购后政治寻租成本的增加也会比顺流并购样本中小，从而导致其系数不再显著。 3.4 要素市场对央企及地方国企的不同影响 为进一步验证要素市场环境对央企与地方国企的不同影响是导致央企与地方国企异地并购偏好与异地并购绩效的主要原因，本文对要素市场环境对央企与地方国企异地并购样本中并购绩效、主营业务成本变化率及管理费用率变化做了分样本回归，具体如表8所示。其中，解释变量Delta衡量了并购双方要素市场差异，等于并购方要素市场发展水平减去目标方要素市场发展水平。因此，Delta在顺流并购中为正值，在逆流并购中为负值。 根据表8，在央企样本中，当被解释变量为ΔCost时，Delta的系数显著为负，表明在央企的顺流并购中，并购双方要素市场差异的绝对值越大，央企主营业务成本率的下降越大。反之，在央企的逆流并购中，并购双方要素市场差异的绝对值越大，央企主营业务成本率的上升越大。但在地方国企样本中，当被解释变量为ΔCost时，Delta的系数不显著，表明要素市场环境对企业主营业务成本率的显著影响仅存在于央企样本中，不存在于地方国企样本中。另外，在地方国企样本中，当被解释变量为ΔAdmin时，Delta的系数显著为正，表明目标方要素市场环境水平越低，并购双方要素市场差异越大，地方国企主营业务成本率的上升越大。但是，在央企样本中，当被解释变量为ΔAdmin时，Delta的系数不显著，即要素市场环境影响对企业管理费用率的显著影响仅存在于地方国企样本中，不存在央企样本中。
最后，在央企样本中，当被解释变量为CAR时，Delta的系数显著为正，表明目标方要素市场发展水平越低，并购双方要素市场差异越大，央企主营业务成本率的下降越大，由此带来的CAR越高。反之，在地方国企样本中，当被解释变量为CAR时，Delta的系数显著为负，表明目标方要素市场发展水平越低，并购双方要素市场差异越大，地方国企管理率的上升越大，由此带来的CAR越低。由此可见，表8再次证明了要素市场环境对央企与地方国企的政治寻租利益与政治寻租成本产生不同的影响，并体现在要素市场环境对央企与地方国企主营业务成本率及管理费用率的不同影响上，最终导致央企与地方国企异地并购绩效的差异。 3.5 稳健性检验 (1)在并购绩效的衡量上，本文利用并购前后企业ROE值的变化作为替代指标，再次检验央企与地方国企顺流并购绩效与逆流并购绩效的差异，结果如表9所示。其中，在顺流并购对比模型中，DOWN的系数显著为负，表明地方国企的顺流并购绩效差于地方国企其他类型并购事件的并购绩效，而DOWN×Gov的系数显著为正，表明央企的顺流并购绩效高于央企的其他并购事件的并购绩效，而Gov与DOWN×Gov的系数和(
+
)显著为正，说明央企的顺流并购绩效显著高于地方国企的顺流并购绩效。而在逆流并购对比模型中，各主要解释变量均不显著，表明央企与地方国企的逆流并购绩效没有显著差异，回归结果均与表5中利用CAR衡量并购绩效的回归结果相同，为本文的理论提供进一步支持。
(2)由于要素市场发展水平与投资者保护水平、政府干预水平等制度指标相关性较高，为进一步验证要素市场环境是导致央企与地方国企异地并购绩效差异的原因，本文分别利用投资者保护水平指标与政府干预指标替代文中所用的要素市场发展水平指标并重新进行了检验。检验结果表明利用投资者保护水平指标与政府干预水平指标分类后，回归结果均不显著，文中所述央企与地方国企异地并购偏好与绩效的差异不复存在，表明了本文探讨的央企与地方国企的异地并购绩效差异的确是由要素市场环境造成的。 (3)在并购短期绩效的计算上，本文采取并购初次公告日的[-2，1]作为CAR的事件窗口期。分别改用[-5，1]，[-3，1]作为事件窗口期重新计算CAR并进行回归检验，回归结果没有实质性变化。 (4)为消除异常值的影响，本文对各主要连续变量在3%水平上进行了Winsorize处理。重新对各主要连续变量在2%及4%水平上进行Winsorize处理，所得回归结果没有实质性变化，回归结果稳健。 4 结论 由于央企能凭借其政治权威直接获得全国各地政府的支持，因此央企有动机通过异地并购进入要素市场落后的地区，凭借当地政府的支持直接获得廉价的生产要素，获取政治寻租利益。相反，当地方国企通过异地并购进入要素市场落后地区时，地方国企不仅因为无法直接获得当地政府的支持而获得这些廉价的生产要素，该地区较低的要素市场发展水平反而要求地方国企在并购后开展大量的政治寻租活动，提高地方国企的政治寻租成本。实证结果显示，在通过顺流并购进入要素市场发展落后地区时，地方国企的主营业务成本率和管理费用率的增加会显著大于央企，从而导致地方国企的顺流并购绩效显著差于央企。由于两者顺流并购后要素市场落后带来的政治寻租空间会造成主营业务成本率和管理费用率的差异，可见，央企与地方国企政治影响力的差异对两者顺流并购动机及绩效的影响主要是通过要素市场落后带来的政治寻租空间所引起的。另外，当央企与地方国企通过逆流并购进入要素市场发达地区时，由于目标方要素市场发展水平较高，带来的政治寻租空间较小，因此对央企与地方国企的影响差异较小，从而导致央企与地方国企在进入要素市场更为成熟地区时没有显著的差异。 根据本文结论，央企开展异地并购进入要素市场落后地区的一大动机在于获得当地要素市场落后来带来的政治寻租空间，并且央企也的确能从中获得大量的政治寻租利益。由于政治寻租空间是滋生腐败的根源，因此央企进入要素市场落后地区的并购事件是腐败发生的“高危地带”。国资委有关部门应该对央企进入要素市场落后地区的并购事件开展更为紧密的监督，尽可能避免腐败事件的发生。此外，本文的结果证实若要素市场发展水平低下，央企与地方国企发展企业的根本落脚点都在于追求当地政府手中掌握的廉价生产资源，并诱使地方国企在异地并购后开展更多的政治寻租活动，而不是把资源都集中在自身核心竞争力的建设上。因此，有关政府部门应该坚决执行十八大三中全会制定的发展要素市场的各种措施，大力发展要素市场，为国有企业的市场化改革建立良好的市场环境，确保国有企业改革的成效。 ①在数据收集过程中，需要逐一查阅所有并购公告。由于各大数据库与财经网站公布的并购公告最早从2003年开始，并且当前樊纲、王小鲁等人编制的中国市场化指数最新数据更新至2009年，故本文的样本期间为2003年至2009年。 ②因Δgdp的正负值与DOWN及UP相关性较高，因此在Probit模型或Logit模型中均不加入Δgdp，但其后所有模型中都会加入Δgdp作为控制变量控制并购双方经济发展水平的差异。
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