鄧可斌，李智鵬

(廣東外語(yǔ)外貿(mào)大學(xué) 財(cái)經(jīng)學(xué)院，廣東 廣州 510006)

一、 引言

中國(guó)式分權(quán)改革既有效刺激了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，也帶來(lái)了區(qū)域間對(duì)資本的惡性競(jìng)爭(zhēng)。這就使得地方政府有很強(qiáng)的動(dòng)力去干預(yù)屬地上市公司的控制權(quán)轉(zhuǎn)移行為，以期使得資本這一稀缺資源的配置更有利于地方經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。自1993年深寶安收購(gòu)上海延中的我國(guó)第一起控制權(quán)轉(zhuǎn)移事件發(fā)生以來(lái)，控制權(quán)轉(zhuǎn)移背后的地方政府之手就經(jīng)常如影隨形。分權(quán)改革背景下的地方政府之手是否扭曲了控制權(quán)轉(zhuǎn)移績(jī)效？這正是本文關(guān)心的主要問(wèn)題。

理論上而言，在完全競(jìng)爭(zhēng)經(jīng)濟(jì)環(huán)境的有效資本市場(chǎng)中，控制權(quán)轉(zhuǎn)移能夠緩解企業(yè)的代理問(wèn)題，實(shí)現(xiàn)企業(yè)經(jīng)營(yíng)績(jī)效的提升。但是在我國(guó)企業(yè)的實(shí)際操作中，企業(yè)在控制權(quán)轉(zhuǎn)移后績(jī)效沒(méi)有明顯提升的現(xiàn)實(shí)例子時(shí)有發(fā)生。這一方面或許是因?yàn)?，與西方發(fā)達(dá)國(guó)家相比，我國(guó)的資本市場(chǎng)發(fā)展時(shí)間較短，控制權(quán)市場(chǎng)仍處于成長(zhǎng)階段，因而控制權(quán)轉(zhuǎn)移績(jī)效的體現(xiàn)可能不是太明朗。另一方面原因則可能在于，中國(guó)式分權(quán)改革引致的地方政府對(duì)企業(yè)控制權(quán)轉(zhuǎn)移干預(yù)過(guò)度，從而使得控制權(quán)轉(zhuǎn)移缺乏績(jī)效。兩種因素何者更為重要仍未有充分的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。目前能夠直接證實(shí)政府干預(yù)對(duì)控制權(quán)轉(zhuǎn)移績(jī)效影響作用的文獻(xiàn)仍不多見(jiàn)。盡管有研究證明，不同級(jí)別政府控制的企業(yè)控制權(quán)轉(zhuǎn)移績(jī)效存在顯著差別，級(jí)別越低政府控制的企業(yè)控制權(quán)轉(zhuǎn)移績(jī)效越低[1]。但控股企業(yè)的政府級(jí)別越高，并不必然代表其在具體的企業(yè)控制權(quán)轉(zhuǎn)移過(guò)程中對(duì)企業(yè)的干預(yù)就強(qiáng)[注]就地方政府而言，上市公司的控制權(quán)轉(zhuǎn)移對(duì)于當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)發(fā)展和政府業(yè)績(jī)考核都有著重要作用。所以對(duì)于上市公司的控制權(quán)轉(zhuǎn)移行為，地方政府一般都會(huì)關(guān)注。但是，地方政府能否對(duì)屬地上市公司控制權(quán)轉(zhuǎn)移行為進(jìn)行有效干預(yù)，實(shí)質(zhì)上在很大程度上取決于地方政府對(duì)經(jīng)濟(jì)的干預(yù)水平，而未必是上市公司的股東性質(zhì)。換言之，在一個(gè)地方政府對(duì)經(jīng)濟(jì)干預(yù)很強(qiáng)的地區(qū)，即使是民營(yíng)企業(yè)的控制權(quán)轉(zhuǎn)移，也可能受到很強(qiáng)的政府干預(yù)；而在一個(gè)市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)機(jī)制相對(duì)完善的地區(qū)，即使是國(guó)有控股企業(yè)的控制權(quán)轉(zhuǎn)移，可能受到的政府干預(yù)度也不是太強(qiáng)。。在中國(guó)式分權(quán)改革的宏觀背景下，政府特別是地方政府對(duì)企業(yè)的干預(yù)水平實(shí)質(zhì)與其對(duì)當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)的干預(yù)水平緊密聯(lián)系，而不僅僅是與股東性質(zhì)有關(guān)。因此，在考察控制權(quán)轉(zhuǎn)移績(jī)效時(shí)，加入對(duì)中國(guó)式分權(quán)改革及其引致的地方政府干預(yù)行為這一宏觀背景因素，就具有重要的研究?jī)r(jià)值。

二、 文獻(xiàn)回顧

(一) 控制權(quán)轉(zhuǎn)移績(jī)效

Manne認(rèn)為當(dāng)企業(yè)出現(xiàn)嚴(yán)重的代理問(wèn)題，作為外部治理機(jī)制之一的控制權(quán)市場(chǎng)則可以彌補(bǔ)企業(yè)內(nèi)部治理機(jī)制的缺陷，有效地減輕代理問(wèn)題[2]。代理問(wèn)題嚴(yán)重的企業(yè)很有可能面臨績(jī)效低下的困境，此時(shí)外部潛在競(jìng)價(jià)者便會(huì)受到吸引，從而對(duì)代理問(wèn)題嚴(yán)重的企業(yè)進(jìn)行收購(gòu)，然后通過(guò)調(diào)整組織結(jié)構(gòu)、優(yōu)化管理模式、更換高管等手段減輕代理問(wèn)題的影響，改善企業(yè)績(jī)效?？刂茩?quán)市場(chǎng)的存在是約束管理者行為的有效手段，控制權(quán)轉(zhuǎn)移后企業(yè)績(jī)效會(huì)得到提升，這種績(jī)效提升來(lái)源于代理問(wèn)題的弱化。

在采用經(jīng)營(yíng)現(xiàn)金流為主要財(cái)務(wù)績(jī)效指標(biāo)的國(guó)外文獻(xiàn)中，普遍得出的結(jié)論是企業(yè)的長(zhǎng)期績(jī)效在控制權(quán)轉(zhuǎn)移后得到提升。Kaplan對(duì)坎普收購(gòu)聯(lián)合百貨的案例進(jìn)行分析后發(fā)現(xiàn)，控制權(quán)轉(zhuǎn)移后2年內(nèi)企業(yè)績(jī)效顯著提升[3]。Healy等以1979—1984年美國(guó)最大規(guī)模的50例并購(gòu)事件為樣本進(jìn)行研究，認(rèn)為事后資產(chǎn)管理能力的提升是企業(yè)績(jī)效顯著提高的原因[4]。Smith對(duì)1977—1986年發(fā)生管理層收購(gòu)的58家上市公司進(jìn)行研究后認(rèn)為，事后績(jī)效的改善源于管理層得到激勵(lì)。而采用資產(chǎn)收益率為主要財(cái)務(wù)績(jī)效指標(biāo)的國(guó)外研究則出現(xiàn)較多相反的結(jié)論[5]。Denis和Kruse對(duì)并購(gòu)活躍時(shí)期(1985—1988年)和并購(gòu)非活躍時(shí)期(1989—1992年)的研究發(fā)現(xiàn)，目標(biāo)企業(yè)績(jī)效在事后3年內(nèi)顯著下降[6]。Ravenscraft和Scherer使用聯(lián)邦交易委員會(huì)數(shù)據(jù)庫(kù)的信息，運(yùn)用變化模型研究了1950—1977年471家公司事后的績(jī)效變化，結(jié)果顯示事后目標(biāo)企業(yè)的ROA比相同行業(yè)其他企業(yè)顯著低1%至2%[7]。

我國(guó)控制權(quán)市場(chǎng)形成時(shí)間較晚，資本市場(chǎng)制度建設(shè)非常缺失，控制權(quán)市場(chǎng)的作用非常不穩(wěn)定，因而我國(guó)學(xué)者的研究常常由于樣本不同而得出迥異的結(jié)論。一方面，大量研究表明控制權(quán)轉(zhuǎn)移能夠取得很好的績(jī)效。比如，朱寶憲和王怡凱以1998年發(fā)生的67例控股股權(quán)轉(zhuǎn)讓事件為樣本，研究轉(zhuǎn)移前2年到后3年目標(biāo)企業(yè)的績(jī)效變化情況，發(fā)現(xiàn)事后目標(biāo)公司的ROE高出行業(yè)平均水平56%[8]。張新以ROA、EPS和CROE為指標(biāo)，研究企業(yè)在控制權(quán)轉(zhuǎn)移前后各3年的績(jī)效變化情況，結(jié)果顯示事后企業(yè)績(jī)效顯著改善[9]。白云霞和吳聯(lián)生的研究也支持上述結(jié)論[10]。徐向藝和王俊韡以2004—2006年發(fā)生控制權(quán)轉(zhuǎn)移的109例事件為樣本，研究事前事后各3年的績(jī)效變化情況，結(jié)果發(fā)現(xiàn)目標(biāo)公司出現(xiàn)顯著的財(cái)富效應(yīng)[11]。陳琳、魏林晚和喬志林對(duì)2006—2008年發(fā)生控制權(quán)轉(zhuǎn)移企業(yè)事前1年到事后3年的績(jī)效進(jìn)行分析，發(fā)現(xiàn)績(jī)效改善盡管存在滯后性，但企業(yè)績(jī)效會(huì)有顯著提升[12]。

但另一方面，也有不少研究發(fā)現(xiàn)控制權(quán)轉(zhuǎn)移后企業(yè)長(zhǎng)期績(jī)效沒(méi)有得到顯著改善。比如，陸國(guó)慶以1999年在上交所發(fā)生第一大股東變更的221家公司為樣本，以ROE為指標(biāo)，考察轉(zhuǎn)移前1年至當(dāng)年企業(yè)績(jī)效的變化，結(jié)果發(fā)現(xiàn)第一大股東變更后企業(yè)ROE降低18%[13]。馮根福和吳林江以1995—1998年發(fā)生并購(gòu)的201家上市公司為樣本，以CROA、ROA、EPS、ROE構(gòu)造綜合績(jī)效指標(biāo)進(jìn)行研究，結(jié)果發(fā)現(xiàn)企業(yè)績(jī)效從轉(zhuǎn)移后第2年開(kāi)始逐漸下降[14]。王會(huì)芳以1999—2001年第一大股東發(fā)生變更的公司為樣本進(jìn)行研究發(fā)現(xiàn)，總體上第一大股東變更沒(méi)有改善公司績(jī)效，反而使上市公司的平均CROE逐漸降低，甚至低于行業(yè)平均值[15]。宋建波和王曉玲研究2003—2005年間發(fā)生控制權(quán)轉(zhuǎn)移的上市公司事前1年和事后3年的績(jī)效變化，結(jié)果發(fā)現(xiàn)企業(yè)績(jī)效在事后1年上升，但是隨后逐漸下降[16]。張媛春和鄒東海對(duì)2002—2005年的樣本進(jìn)行研究后則認(rèn)為，控股股東更換不能有效提升企業(yè)績(jī)效[17]。高勇強(qiáng)、熊偉和楊斌則發(fā)現(xiàn)，控制權(quán)轉(zhuǎn)移后企業(yè)績(jī)效不僅沒(méi)有顯著改善而是逐漸惡化[18]。

(二) 政府干預(yù)與企業(yè)績(jī)效

眾多文獻(xiàn)使用國(guó)有股控股股東背景、董事會(huì)成員的政治關(guān)聯(lián)度等微觀指標(biāo)研究政府干預(yù)與企業(yè)績(jī)效的關(guān)系，得出的結(jié)論較為統(tǒng)一，即政府干預(yù)會(huì)對(duì)企業(yè)績(jī)效產(chǎn)生負(fù)面的影響。比如，羅黨論和唐清泉發(fā)現(xiàn)政府干預(yù)程度大、產(chǎn)權(quán)保護(hù)制度欠缺以及金融發(fā)展水平較低等因素導(dǎo)致我國(guó)制度環(huán)境的不完善，且會(huì)對(duì)民營(yíng)企業(yè)的績(jī)效產(chǎn)生不良影響[19]。陳玉罡等發(fā)現(xiàn)政府控制會(huì)降低企業(yè)價(jià)值，且基層政府對(duì)于企業(yè)價(jià)值造成的負(fù)面影響更大[20]。宋獻(xiàn)中和周昌仕則認(rèn)為政府“拉郎配”的并購(gòu)活動(dòng)不能使企業(yè)獲得更大的競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)[21]。田滿文的研究發(fā)現(xiàn)并購(gòu)可以促進(jìn)企業(yè)的資源配置效率，但是政府干預(yù)會(huì)對(duì)此造成負(fù)面影響[22]。由上可知，在微觀層面的政府直接干預(yù)，不利于企業(yè)績(jī)效的提升。

然而，已有研究仍未提供較充分的，關(guān)于地方政府經(jīng)濟(jì)干預(yù)與控制權(quán)績(jī)效關(guān)系的直接證據(jù)。而且，對(duì)于中國(guó)宏觀經(jīng)濟(jì)改革與微觀企業(yè)控制權(quán)轉(zhuǎn)移的政府干預(yù)間的關(guān)系，亦缺乏實(shí)證與邏輯分析。

三、 理論分析與研究假設(shè)

(一) 控制權(quán)轉(zhuǎn)移理論

與控制權(quán)轉(zhuǎn)移有關(guān)的理論成果包括協(xié)同效應(yīng)理論、效率理論、管理主義理論、壟斷理論和多元化經(jīng)營(yíng)理論等。其中直接關(guān)注控制權(quán)轉(zhuǎn)移活動(dòng)如何作用于企業(yè)績(jī)效的理論主要包括兩種。第一種是控制權(quán)市場(chǎng)理論。該理論認(rèn)為控制權(quán)轉(zhuǎn)移活動(dòng)是企業(yè)外部治理的一種手段，能夠弱化企業(yè)代理問(wèn)題從而改善企業(yè)績(jī)效。第二種是基于體制因素主導(dǎo)下的價(jià)值轉(zhuǎn)移與再分配理論。該理論認(rèn)為在經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)軌的特定時(shí)期，我國(guó)各級(jí)政府、資本市場(chǎng)監(jiān)管機(jī)構(gòu)以及相關(guān)法律法規(guī)等因素會(huì)促使發(fā)生本不應(yīng)發(fā)生的控制權(quán)轉(zhuǎn)移活動(dòng)。上述控制權(quán)轉(zhuǎn)移活動(dòng)的本質(zhì)只是利益的再分配，不會(huì)創(chuàng)造額外的價(jià)值。以上兩種理論的區(qū)別實(shí)質(zhì)在于對(duì)我國(guó)控制權(quán)市場(chǎng)成長(zhǎng)階段的判斷，如果控制權(quán)市場(chǎng)較發(fā)達(dá)，控制權(quán)轉(zhuǎn)移將顯著改善企業(yè)績(jī)效；如果控制權(quán)市場(chǎng)仍有待成長(zhǎng)，控制權(quán)轉(zhuǎn)移將無(wú)助于提升企業(yè)績(jī)效。我們根據(jù)第一種理論提出研究假設(shè)1-1，然后根據(jù)第二種理論提出備擇假設(shè)1-2。

研究假設(shè)1-1：相對(duì)控制權(quán)轉(zhuǎn)移前，控制權(quán)轉(zhuǎn)移后目標(biāo)上市公司的長(zhǎng)期績(jī)效得到顯著提升。

備擇假設(shè)1-2：相對(duì)控制權(quán)轉(zhuǎn)移前，控制權(quán)轉(zhuǎn)移后目標(biāo)上市公司的長(zhǎng)期績(jī)效未能得到顯著提升。

(二) 中國(guó)式分權(quán)與地方政府干預(yù)的關(guān)系

作為我國(guó)經(jīng)濟(jì)體制改革核心的財(cái)政分權(quán)改革極大地改變了我國(guó)中央與地方、地方與地方政府之間的關(guān)系。與傳統(tǒng)財(cái)政分權(quán)不同，我國(guó)財(cái)政分權(quán)的本質(zhì)是經(jīng)濟(jì)分權(quán)與垂直政治治理體制的結(jié)合。自分稅制改革以來(lái)，這種“經(jīng)濟(jì)分權(quán)，政治集權(quán)”的特殊性在給予地方政府發(fā)展地區(qū)經(jīng)濟(jì)激勵(lì)的同時(shí)，還實(shí)現(xiàn)了我國(guó)近十幾年來(lái)整體經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展。究其微觀原因，Qian和Roland認(rèn)為我國(guó)該時(shí)期經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的原因是財(cái)政分權(quán)后地區(qū)競(jìng)爭(zhēng)程度加劇，導(dǎo)致地方政府預(yù)算約束的硬化[23]。周黎安則認(rèn)為原因在于各地地方政府比拼，形成了不斷追求經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)速度的“政治錦標(biāo)賽”[1]。上述前一種觀點(diǎn)強(qiáng)調(diào)地方政府干預(yù)對(duì)于企業(yè)的救助是經(jīng)濟(jì)無(wú)效率的，而后一種觀點(diǎn)則強(qiáng)調(diào)地方政府干預(yù)對(duì)于當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)的促進(jìn)作用。上述兩種說(shuō)法在解釋20世紀(jì)90年代至21世紀(jì)初財(cái)政分權(quán)對(duì)我國(guó)整體經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)起到的促進(jìn)作用都具有一定的合理性，都肯定了財(cái)政分權(quán)對(duì)于各地資源配置效率的促進(jìn)作用。

我國(guó)財(cái)政分權(quán)的特點(diǎn)是經(jīng)濟(jì)上分權(quán)與政治上集權(quán)的并存。經(jīng)濟(jì)分權(quán)使地方政府在管理地方經(jīng)濟(jì)上更具獨(dú)立性，分權(quán)程度越大，地方政府能夠掌握并管理地區(qū)的經(jīng)濟(jì)剩余的能力也越大。而政治集權(quán)的存在則使地方政府官員的政治晉升與中央政府“自上而下”的政治考核密切相關(guān)。為了獲得政治晉升的機(jī)會(huì)，地方政府官員在追求自身地區(qū)經(jīng)濟(jì)剩余的同時(shí)，也需要按照中央政府的要求完成各項(xiàng)社會(huì)性任務(wù)或達(dá)成若干政治性目標(biāo)。雖然與分稅制改革實(shí)施的初期相比，如今中央政府對(duì)地方政府政績(jī)考核的要求包含了GDP以外的更多內(nèi)容，但圍繞GDP而展開(kāi)的錦標(biāo)賽式競(jìng)爭(zhēng)仍是政府的關(guān)鍵任務(wù)，因而地方政府有充足的動(dòng)力在能力范圍內(nèi)進(jìn)行大量的政府干預(yù)活動(dòng)，以促使政績(jī)項(xiàng)目實(shí)現(xiàn)。

(三) 中國(guó)式分權(quán)下的地方政府干預(yù)與控制權(quán)轉(zhuǎn)移績(jī)效

經(jīng)濟(jì)個(gè)體活動(dòng)的獨(dú)立性是控制權(quán)市場(chǎng)理論中的一個(gè)重要假設(shè)，也是控制權(quán)市場(chǎng)的有效性得以發(fā)揮的重要前提。但中國(guó)式分權(quán)改革下地方政府對(duì)經(jīng)濟(jì)干預(yù)有著充足的動(dòng)力源泉，使得我國(guó)企業(yè)活動(dòng)中始終伴隨著政府干預(yù)，在控制權(quán)轉(zhuǎn)移活動(dòng)中也是如此。回顧我國(guó)控制權(quán)市場(chǎng)的發(fā)展歷程，可以發(fā)現(xiàn)，20世紀(jì)90年代是并購(gòu)活動(dòng)的低迷時(shí)期，政府極力限制控制權(quán)轉(zhuǎn)移的發(fā)生。直到1997年，我國(guó)政府才開(kāi)始逐步放寬對(duì)控制權(quán)轉(zhuǎn)移活動(dòng)的若干限制，使得發(fā)生控制權(quán)轉(zhuǎn)移的事件數(shù)量相比20世紀(jì)90年代大大增加。由于地方企業(yè)，特別是上市公司，既是地方財(cái)政收入的重要來(lái)源，又是體現(xiàn)地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度以及地方政府形象的重要載體。地方政府有動(dòng)機(jī)通過(guò)干預(yù)當(dāng)?shù)仄髽I(yè)的微觀經(jīng)濟(jì)活動(dòng)從而更好地實(shí)現(xiàn)地方經(jīng)濟(jì)發(fā)展以及完成中央下派的社會(huì)性或政治性任務(wù)，這一動(dòng)機(jī)或可理解為“地方法團(tuán)主義”。雖然政府干預(yù)國(guó)有企業(yè)的成本比非國(guó)有企業(yè)低，地方政府在有限資源的條件下更傾向于進(jìn)行地方國(guó)有企業(yè)的干預(yù)。但隨著我國(guó)市場(chǎng)化進(jìn)程的發(fā)展以及對(duì)外開(kāi)放程度的加深，非國(guó)有制經(jīng)濟(jì)對(duì)國(guó)民經(jīng)濟(jì)發(fā)展起到的作用越來(lái)越大，地方非國(guó)有企業(yè)在地方財(cái)政收支中所占的平均比重也逐漸上升。此外，地方非國(guó)有制企業(yè)在地方政府完成中央下派的社會(huì)性或政治性任務(wù)時(shí)起到的作用遠(yuǎn)比國(guó)有企業(yè)大，如就業(yè)崗位的提供。因此，地方政府為了謀求地方經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展以及促進(jìn)地方社會(huì)性或政治性任務(wù)的達(dá)成，事實(shí)上對(duì)包括非國(guó)有企業(yè)在內(nèi)的所有地方企業(yè)都存在著適時(shí)干預(yù)的動(dòng)機(jī)。

綜上所述，財(cái)政分權(quán)制度及由此引發(fā)的地方政府經(jīng)濟(jì)干預(yù)動(dòng)機(jī)，理論上會(huì)對(duì)控制權(quán)市場(chǎng)的有效性產(chǎn)生較大的影響。在財(cái)政分權(quán)程度越高的地區(qū)發(fā)生的控制權(quán)轉(zhuǎn)移活動(dòng)，由于當(dāng)?shù)氐胤秸母深A(yù)程度較高，其控制權(quán)市場(chǎng)的有效性可能會(huì)更難得以發(fā)揮。地方政府以滿足政策需要和尋求政治晉升為動(dòng)機(jī)，對(duì)地方企業(yè)的控制權(quán)轉(zhuǎn)移活動(dòng)進(jìn)行干預(yù)。如上文所述，眾多文獻(xiàn)都支持政府干預(yù)會(huì)負(fù)面影響企業(yè)績(jī)效的觀點(diǎn)。有鑒于此，我們提出以下研究假設(shè)2-1和研究假設(shè)3-1，并相應(yīng)提出備擇假設(shè)2-2和備擇假設(shè)3-2。

研究假設(shè)2-1：控制權(quán)轉(zhuǎn)移時(shí)企業(yè)所屬地區(qū)財(cái)政分權(quán)程度越高，控制權(quán)轉(zhuǎn)移績(jī)效提升的程度越小。

備擇假設(shè)2-2：控制權(quán)轉(zhuǎn)移時(shí)企業(yè)所屬地區(qū)財(cái)政分權(quán)程度越高，控制權(quán)轉(zhuǎn)移績(jī)效提升的程度越大。

研究假設(shè)3-1：控制權(quán)轉(zhuǎn)移時(shí)企業(yè)所屬地區(qū)政府干預(yù)程度越高，控制權(quán)轉(zhuǎn)移績(jī)效提升的程度越小。

備擇假設(shè)3-2：控制權(quán)轉(zhuǎn)移時(shí)企業(yè)所屬地區(qū)政府干預(yù)程度越高，控制權(quán)轉(zhuǎn)移績(jī)效提升的程度越大。

四、 研究設(shè)計(jì)

(一) 樣本選擇與數(shù)據(jù)來(lái)源

我國(guó)上市公司的控制權(quán)市場(chǎng)逐步形成于2003年。已有關(guān)于企業(yè)控制權(quán)轉(zhuǎn)移長(zhǎng)期績(jī)效變化的實(shí)證研究中，大多數(shù)學(xué)者選取發(fā)生控制權(quán)轉(zhuǎn)移的樣本是介乎于2002—2006年之間，對(duì)于以2006年以后發(fā)生控制權(quán)轉(zhuǎn)移的樣本研究則比較缺乏。因此本文以2005—2011年為研究區(qū)間，選取2006—2008年在深圳證券交易所和上海證券交易所發(fā)生控制權(quán)轉(zhuǎn)移(第一大股東變更)的上市公司為樣本[注]這是因?yàn)樵谟?jì)量回歸中，有些變量需要滯后一期，且我們要考察控制權(quán)轉(zhuǎn)移后三年內(nèi)的績(jī)效變化。。本文選擇這一期間的樣本是為了盡量減少因我國(guó)企業(yè)會(huì)計(jì)準(zhǔn)則變更、股權(quán)分置改革以及財(cái)政收支科目變化產(chǎn)生的額外影響，并且增加樣本在研究區(qū)間內(nèi)各年數(shù)據(jù)的可比性。

本文對(duì)初選樣本經(jīng)過(guò)以下常規(guī)性調(diào)整：(1)剔除屬于證監(jiān)會(huì)行業(yè)分類中金融、保險(xiǎn)類行業(yè)的樣本；(2)剔除同時(shí)發(fā)行A股以外其他類型股份的樣本；(3)剔除研究區(qū)間發(fā)生過(guò)不止一次控制權(quán)轉(zhuǎn)移活動(dòng)的樣本；(4)剔除控制權(quán)轉(zhuǎn)移活動(dòng)最終終止實(shí)施的樣本；(5)剔除研究區(qū)間中發(fā)生退市的樣本；(6)剔除部分信息缺少或異常的樣本。本文之所以沒(méi)有剔除發(fā)生控制權(quán)轉(zhuǎn)移的目標(biāo)ST公司，因?yàn)樵诳疾炱髽I(yè)控制權(quán)轉(zhuǎn)移績(jī)效時(shí)ST公司是十分重要的研究對(duì)象，而且在所有發(fā)生控制權(quán)轉(zhuǎn)移目標(biāo)企業(yè)中占據(jù)較大的比例。本文最終得到的樣本數(shù)量為135個(gè)。

各項(xiàng)數(shù)據(jù)中，上市公司財(cái)務(wù)績(jī)效指標(biāo)數(shù)據(jù)來(lái)源于CSMAR數(shù)據(jù)庫(kù)，股權(quán)轉(zhuǎn)讓數(shù)據(jù)來(lái)源于RESSET數(shù)據(jù)庫(kù)，財(cái)政分權(quán)數(shù)據(jù)來(lái)源于2006—2011年《中國(guó)財(cái)政年鑒》，政府干預(yù)數(shù)據(jù)來(lái)源于《中國(guó)市場(chǎng)化指數(shù)：各地區(qū)市場(chǎng)化相對(duì)進(jìn)程2011年報(bào)告》。

(二) 控制權(quán)轉(zhuǎn)移績(jī)效的衡量指標(biāo)

研究控制權(quán)轉(zhuǎn)移企業(yè)績(jī)效變化的方法包括事件研究法和財(cái)務(wù)指標(biāo)法兩種。由于我國(guó)的股票市場(chǎng)存在著很多噪音信息，因此運(yùn)用事件研究法容易產(chǎn)生準(zhǔn)確性不強(qiáng)的問(wèn)題。而我國(guó)上市公司的報(bào)表中具備較強(qiáng)的信息含量，盡管會(huì)計(jì)信息會(huì)受到一定的人為操控，但是隨著時(shí)間推移真實(shí)信息會(huì)重新表現(xiàn)在會(huì)計(jì)報(bào)表中。因此，與眾多已有文獻(xiàn)類似，本文選擇以財(cái)務(wù)指標(biāo)法進(jìn)行研究。

財(cái)務(wù)指標(biāo)法相較事件研究法，雖然準(zhǔn)確性較好，但為克服選擇不同財(cái)務(wù)指標(biāo)導(dǎo)致研究結(jié)論隨指標(biāo)變化而不一致的問(wèn)題，本文采用多個(gè)財(cái)務(wù)指標(biāo)構(gòu)建綜合績(jī)效指標(biāo)體系。已有研究中關(guān)于績(jī)效指標(biāo)的選取差異較大：馮根福和吳林江選擇了總資產(chǎn)凈利潤(rùn)率、凈資產(chǎn)收益率、每股收益和總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率4個(gè)指標(biāo)；而宋建波和王曉玲則將選取的指標(biāo)增加到8個(gè)，以衡量企業(yè)的盈利能力、償債能力、資產(chǎn)管理能力和成長(zhǎng)能力共4個(gè)方面的績(jī)效水平[14，16]。相對(duì)而言，王化成構(gòu)造的綜合指標(biāo)體系較為全面，共選取了12個(gè)指標(biāo)全面衡量企業(yè)[注]包括盈利能力(每股收益、每股凈資產(chǎn)、凈資產(chǎn)收益率和總資產(chǎn)主營(yíng)業(yè)務(wù)利潤(rùn)率)、成長(zhǎng)能力(總資產(chǎn)增長(zhǎng)率、凈資產(chǎn)增長(zhǎng)率和主營(yíng)業(yè)務(wù)收入增長(zhǎng)率)、償債能力(現(xiàn)金負(fù)債率和債務(wù)資產(chǎn)比率)和資產(chǎn)周轉(zhuǎn)能力(存貨周轉(zhuǎn)率、應(yīng)收賬款周轉(zhuǎn)率和總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率)。的綜合績(jī)效水平[26]。

表1 控制權(quán)轉(zhuǎn)移企業(yè)績(jī)效綜合指標(biāo)體系

注：數(shù)據(jù)來(lái)源于CSMAR數(shù)據(jù)庫(kù)2005—2011年資產(chǎn)負(fù)債表、利潤(rùn)表和現(xiàn)金流量表的相關(guān)數(shù)據(jù)。

因此，本文主要參考王化成的指標(biāo)選取方法，但在具體處理時(shí)，我們把每個(gè)方面的指標(biāo)處理為不超過(guò)兩個(gè)指標(biāo)，讓各方面的指標(biāo)數(shù)量更為均衡。在選擇盈利能力指標(biāo)時(shí)，我們將凈利潤(rùn)和營(yíng)業(yè)利潤(rùn)作為衡量企業(yè)績(jī)效的重要指標(biāo)，它們分別代表了企業(yè)總體的盈利能力和企業(yè)持續(xù)的盈利能力。此外，我們還加入國(guó)外學(xué)者經(jīng)常用到的現(xiàn)金流指標(biāo)。最終本文選取可衡量企業(yè)盈利能力、發(fā)展能力、營(yíng)運(yùn)能力、償債能力以及現(xiàn)金流能力5個(gè)方面共8個(gè)財(cái)務(wù)指標(biāo)來(lái)衡量企業(yè)的綜合績(jī)效水平。具體如表1所示。

由于不管樣本空間多么大，行業(yè)差異這一因素必定會(huì)影響到企業(yè)績(jī)效測(cè)量的準(zhǔn)確性。因此，本文按照中國(guó)證監(jiān)會(huì)上市公司一級(jí)行業(yè)分類對(duì)本文所選的135個(gè)樣本按照所屬行業(yè)進(jìn)行劃分，并將樣本各年相應(yīng)績(jī)效指標(biāo)分別減去該樣本所屬行業(yè)該年度的平均績(jī)效指標(biāo)，從而消除行業(yè)差異的影響。

為了便于比較控制權(quán)轉(zhuǎn)移前后目標(biāo)上市公司的績(jī)效變動(dòng)，本文亦采用因子分析法對(duì)上述8個(gè)經(jīng)行業(yè)調(diào)整的績(jī)效指標(biāo)進(jìn)行簡(jiǎn)化，計(jì)算出每個(gè)因子的得分，以因子方差貢獻(xiàn)率與因子得分的乘積構(gòu)造綜合績(jī)效得分模型，最終將8個(gè)績(jī)效指標(biāo)轉(zhuǎn)化成1個(gè)綜合績(jī)效指標(biāo)。由于對(duì)衡量企業(yè)績(jī)效好壞方向不同的指標(biāo)進(jìn)行因子分析的處理會(huì)造成一定影響，本文在對(duì)所選取的8個(gè)指標(biāo)進(jìn)行因子分析前需要保持每個(gè)指標(biāo)在衡量企業(yè)績(jī)效的同向性。在這8個(gè)指標(biāo)中，除債務(wù)資產(chǎn)率之外的其他指標(biāo)在衡量企業(yè)績(jī)效時(shí)都是同向的，即指標(biāo)數(shù)值越大表示企業(yè)績(jī)效越好。因此，本文有必要對(duì)衡量企業(yè)償債能力的債務(wù)資產(chǎn)率這一指標(biāo)進(jìn)行正向化處理。由于債務(wù)資產(chǎn)率的指標(biāo)數(shù)據(jù)全部介于0到1之間，本文的正向化處理是用1減去每一個(gè)債務(wù)資產(chǎn)率的原始數(shù)據(jù)，從而得到股東權(quán)益比率這一替代指標(biāo)后再進(jìn)行因子分析。本文以因子總累積貢獻(xiàn)率大于90%為標(biāo)準(zhǔn)，按下列函數(shù)形式構(gòu)建綜合績(jī)效得分模型：

ZFi=ai1Fi1+ai2Fi2+……+ai8Fi8

上式中，ZFi表示第i個(gè)樣本的綜合績(jī)效得分，aij表示第i個(gè)樣本第j個(gè)因子的方差貢獻(xiàn)率，F(xiàn)ij表示第i個(gè)公司第j個(gè)因子的得分。

表2 KMO和Bartlett檢驗(yàn)

本文經(jīng)KMO檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，總體樣本的KMO值超過(guò)0.7，達(dá)到0.722。Bartlett球體檢驗(yàn)的相伴概率為0(如表2所示)，說(shuō)明選取的8個(gè)績(jī)效指標(biāo)的相關(guān)性較大，適合運(yùn)用在因子分析法中。

經(jīng)因子分析法處理后發(fā)現(xiàn)，樣本前6個(gè)因子的累積方差貢獻(xiàn)率達(dá)到89.39%，接近90%(如表3所示)，因此可選擇前6個(gè)因子作為衡量上市公司綜合績(jī)效的因子得分。

表3 解釋的總方差

注：提取方法是主成份分析。

第一個(gè)因子代表營(yíng)業(yè)利潤(rùn)率和總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率，第二個(gè)因子代表總資產(chǎn)現(xiàn)金回收率和總資產(chǎn)凈利潤(rùn)率，第三個(gè)因子代表股東權(quán)益比率，第四個(gè)因子代表應(yīng)收賬款周轉(zhuǎn)率，第五個(gè)因子代表凈資產(chǎn)增長(zhǎng)率，第六個(gè)因子代表營(yíng)業(yè)收入增長(zhǎng)率(如表4所示)。

以每個(gè)因子的方差貢獻(xiàn)率為權(quán)數(shù)，最終得到上市公司綜合績(jī)效得分函數(shù)為：

ZFi=0.3295F1+0.1517F2+0.1240F3+0.1148F4+0.0923F5+0.0818F6

表4 旋轉(zhuǎn)成份矩陣

注：提取方法是主成份分析法，旋轉(zhuǎn)法是具有Kaiser標(biāo)準(zhǔn)化的正交旋轉(zhuǎn)法，旋轉(zhuǎn)在5次迭代后收斂。

(三) 實(shí)證模型與變量解釋

按照上述綜合績(jī)效得分函數(shù)可以計(jì)算出各年企業(yè)的綜合績(jī)效得分。本文選擇的被解釋變量是相應(yīng)年份的企業(yè)綜合績(jī)效得分與控制權(quán)轉(zhuǎn)移前一年的綜合績(jī)效得分之差，以ZF表示。

解釋變量包括以下變量。

(1) 財(cái)政分權(quán)：本文分別參考陳碩和張光關(guān)于財(cái)政分權(quán)的兩種不同計(jì)算方法得出的指標(biāo)，符號(hào)分別為FD1和FD2[24，25]。FD1是從政府收入的角度衡量財(cái)政分權(quán)，F(xiàn)D2是從政府支出的角度衡量財(cái)政分權(quán)，兩個(gè)指標(biāo)的數(shù)值越大表示財(cái)政分權(quán)程度越高。

(2) 地方政府干預(yù)：地方政府干預(yù)是一種較難定量的隱蔽行為，尚未有統(tǒng)一的指標(biāo)體系對(duì)其進(jìn)行度量。本文參考了程仲鳴，夏新平和余明桂的做法，在衡量地方政府干預(yù)程度時(shí)選擇采用了《中國(guó)市場(chǎng)化指數(shù)：各地區(qū)市場(chǎng)化相對(duì)進(jìn)程報(bào)告》中的“減少政府對(duì)企業(yè)的干預(yù)”得分[27]。由于這個(gè)得分是政府干預(yù)程度的反向指標(biāo)，為了讓該得分的大小與政府干預(yù)程度形成正向的關(guān)系，與財(cái)政分權(quán)這一變量的指標(biāo)描述方向一致，以便更好地描述下文的實(shí)證結(jié)果，本文對(duì)原有得分逐一取其相反數(shù)，作為調(diào)整后的“減少政府對(duì)企業(yè)的干預(yù)”的得分并用于回歸檢驗(yàn)中，用GOV表示[注]該處理并不改變回歸系數(shù)的絕對(duì)值，只改變了系數(shù)的符號(hào)，保證了模型的解釋能力。。因此，本文用于衡量地方政府干預(yù)的指標(biāo)數(shù)值越大表示政府干預(yù)企業(yè)的程度越高。

在對(duì)企業(yè)績(jī)效指標(biāo)進(jìn)行行業(yè)調(diào)整以及因子分析簡(jiǎn)化后，有關(guān)行業(yè)特征的影響已經(jīng)排除，而部分企業(yè)特征也被包含在綜合績(jī)效得分中，這樣使得本文的控制變量選擇相對(duì)簡(jiǎn)單。我們選取的控制變量主要包括。(1)盈余管理：目標(biāo)上市公司不同年份之間線下項(xiàng)目占總資產(chǎn)的比例變化；(2)公司規(guī)模：目標(biāo)上市公司不同年份之間總資產(chǎn)自然對(duì)數(shù)的變化；(3)轉(zhuǎn)移年度：目標(biāo)上市公司控制權(quán)轉(zhuǎn)移發(fā)生年份的虛擬變化。變量的具體含義和度量方法如表5所示。其中，引入盈余管理變量的原因在于，有研究表明，新控股股東可能會(huì)在控制權(quán)轉(zhuǎn)移后進(jìn)行盈余管理活動(dòng)，從而引起控制權(quán)轉(zhuǎn)移績(jī)效度量的偏差。

表5 變量含義

本文進(jìn)行回歸的方程如下所示：

ZF=a0+a1FD+a2EM+a3SIZE+a4Y2006+a5Y2007+ε

(1)

ZF=a0+a1GOV+a2EM+a3SIZE+a4Y2006+a5Y2007+ε

(2)

式(1)和式(2)分別檢驗(yàn)研究假設(shè)2-1和研究假設(shè)2-2。兩個(gè)假設(shè)成立要求a1顯著為負(fù)。此外，兩式中ε代表回歸殘差項(xiàng)。

五、 實(shí)證檢驗(yàn)與結(jié)果分析

(一) 控制權(quán)轉(zhuǎn)移目標(biāo)上市公司綜合績(jī)效得分變化描述性統(tǒng)計(jì)

表6 控制權(quán)轉(zhuǎn)移前后目標(biāo)上市公司平均綜合業(yè)績(jī)得分

注：“年度”一欄中，數(shù)字0表示控制權(quán)轉(zhuǎn)移當(dāng)年，負(fù)數(shù)和正數(shù)分別表示控制權(quán)轉(zhuǎn)移前后相應(yīng)年份?！翱傮w”表示2006年、2007年、2008年三年的所有樣本。

根據(jù)綜合績(jī)效得分函數(shù)計(jì)算各個(gè)樣本控制權(quán)轉(zhuǎn)移前1年到控制權(quán)轉(zhuǎn)移后3年共5年內(nèi)上市公司的綜合績(jī)效得分，得到的結(jié)果如表6所示。結(jié)果表明，從總體樣本上來(lái)看，與控制權(quán)轉(zhuǎn)移前1年的綜合績(jī)效得分相比，控制權(quán)轉(zhuǎn)移后第1年的綜合績(jī)效得分多數(shù)有一定提升，個(gè)別有所下降。但隨后第2年和第3年綜合績(jī)效得分均開(kāi)始逐漸地改善，初步證明了控制權(quán)轉(zhuǎn)移有利于改善目標(biāo)上市公司的績(jī)效。也即表6的結(jié)果基本支持了研究假設(shè)1-1，而拒絕了備擇假設(shè)1-2。這說(shuō)明，我國(guó)控制權(quán)市場(chǎng)已經(jīng)能夠?qū)ζ髽I(yè)績(jī)效的改善，發(fā)揮出較為明顯的作用。

接著，我們按照樣本對(duì)應(yīng)財(cái)政分權(quán)程度的高低將樣本平均劃分成3份，然后運(yùn)用配對(duì)樣本T檢驗(yàn)法對(duì)財(cái)政分權(quán)程度差異與控制權(quán)轉(zhuǎn)移績(jī)效的關(guān)系進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì)，具體方法為：考察目標(biāo)上市公司綜合績(jī)效得分在控制權(quán)轉(zhuǎn)移后各年與控制權(quán)轉(zhuǎn)移前1年的差異，以及控制權(quán)轉(zhuǎn)移后各年與前1年的差異，檢驗(yàn)結(jié)果如下頁(yè)表7所示。

表7中配對(duì)樣本T檢驗(yàn)的結(jié)果顯示，控制權(quán)轉(zhuǎn)移后第1年、第2年和第3年與控制權(quán)轉(zhuǎn)移前1年相比，總體樣本的綜合績(jī)效得分都得到顯著提升，均通過(guò)了0.01水平的顯著性檢驗(yàn)。而控制權(quán)轉(zhuǎn)移后第3年與第2年相比，樣本的綜合績(jī)效得分也得到顯著提升，在0.05水平下顯著。目標(biāo)上市公司在控制權(quán)轉(zhuǎn)移后第2年績(jī)效與第1年相比績(jī)效沒(méi)有得到顯著改善，而第3年與第2年相比績(jī)效有顯著改善，這可能是因?yàn)榭刂茩?quán)轉(zhuǎn)移后企業(yè)需要一定的時(shí)間進(jìn)行整合活動(dòng)，如資產(chǎn)融合、人員設(shè)置、管理模式調(diào)整等，然后才可以實(shí)現(xiàn)企業(yè)績(jī)效的提高?？傮w而言，這一結(jié)果同樣支持了研究假設(shè)1-1。本文將樣本按照對(duì)應(yīng)財(cái)政分權(quán)程度的高低進(jìn)行劃分后再進(jìn)行檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，樣本對(duì)應(yīng)財(cái)政分權(quán)程度越低，其績(jī)效在控制權(quán)轉(zhuǎn)移后得到改善的結(jié)果越顯著，這一結(jié)果初步證明財(cái)政分權(quán)會(huì)降低控制權(quán)轉(zhuǎn)移后企業(yè)績(jī)效的提升幅度，支持了研究假設(shè)2-1。

表7 控制權(quán)轉(zhuǎn)移對(duì)目標(biāo)上市公司績(jī)效影響的配對(duì)樣本T檢驗(yàn)

注：***、**、*、分別表示在0.01、0.05、0.1顯著性水平上顯著(雙尾檢驗(yàn))?！翱?jī)效”一欄中，下標(biāo)數(shù)字0表示控制權(quán)轉(zhuǎn)移當(dāng)年，負(fù)數(shù)和正數(shù)分別表示控制權(quán)轉(zhuǎn)移前后相應(yīng)年份。(下頁(yè)表8相同)

我們還進(jìn)一步按地方政府干預(yù)指標(biāo)對(duì)樣本進(jìn)行分組，重復(fù)表7的描述性檢驗(yàn)，結(jié)果與表7基本一致。這說(shuō)明研究假設(shè)3-1也成立。為節(jié)約篇幅，我們略去這一比較結(jié)果。

(二) 地方政府干預(yù)與控制權(quán)轉(zhuǎn)移績(jī)效關(guān)系的回歸分析結(jié)果

如前文所述，實(shí)質(zhì)上我國(guó)財(cái)政分權(quán)制度和地方政府干預(yù)密不可分，經(jīng)Pearson相關(guān)性檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，財(cái)政分權(quán)與地方政府干預(yù)指標(biāo)的確存在極高的關(guān)聯(lián)度，相關(guān)性系數(shù)高達(dá)0.783。

為了避免將財(cái)政分權(quán)和政府干預(yù)同時(shí)作為變量進(jìn)行回歸的共線性問(wèn)題，本文以控制權(quán)轉(zhuǎn)移后各年(1—3年)目標(biāo)上市公司綜合績(jī)效得分與控制權(quán)轉(zhuǎn)移前1年的綜合績(jī)效得分之差為被解釋變量，以財(cái)政分權(quán)、地方政府干預(yù)指標(biāo)分別為解釋變量進(jìn)行回歸分析，最終得到的回歸結(jié)果如下頁(yè)表8所示。

從表8結(jié)果可以看出，財(cái)政分權(quán)、地方政府干預(yù)的變量系數(shù)均為負(fù)，系數(shù)符號(hào)與符號(hào)預(yù)期一致。以財(cái)政分權(quán)為自變量的回歸中，系數(shù)的t檢驗(yàn)至少通過(guò)了0.05水平的顯著性測(cè)試。而以地方政府干預(yù)指標(biāo)為解釋變量的回歸中，除了以控制權(quán)轉(zhuǎn)移后2年與控制權(quán)轉(zhuǎn)移前1年的綜合績(jī)效得分為因變量的情況中，系數(shù)是在接近0.1水平附近顯著外，其余系數(shù)至少通過(guò)了0.05水平的顯著性水平測(cè)試。這說(shuō)明財(cái)政分權(quán)或地方政府干預(yù)對(duì)于目標(biāo)上市公司控制權(quán)轉(zhuǎn)移后各年與控制權(quán)轉(zhuǎn)移前1年的綜合績(jī)效得分之差有反向的影響，即目標(biāo)上市公司控制權(quán)轉(zhuǎn)移時(shí)對(duì)應(yīng)的財(cái)政分權(quán)和地方政府干預(yù)的程度越高，事后上市公司的綜合績(jī)效得分與事前相比得到提升的幅度越小。我們的結(jié)果充分支持了研究假設(shè)2-1和研究假設(shè)3-1，而拒絕了備擇假設(shè)2-2和3-2。同時(shí)，財(cái)政分權(quán)、地方政府干預(yù)指標(biāo)在控制權(quán)轉(zhuǎn)移后3年內(nèi)都對(duì)目標(biāo)上市公司績(jī)效的提升有顯著的反向影響，表明控制權(quán)轉(zhuǎn)移當(dāng)年的財(cái)政分權(quán)或地方政府干預(yù)降低目標(biāo)上市公司控制權(quán)轉(zhuǎn)移后績(jī)效的作用時(shí)間較長(zhǎng)[注]為了檢驗(yàn)回歸結(jié)果的準(zhǔn)確性，本文選取另外一種計(jì)算財(cái)政分權(quán)程度的方法(支出法)，以FD2作為自變量，再次考察財(cái)政分權(quán)程度對(duì)目標(biāo)上市公司控制權(quán)轉(zhuǎn)移后綜合績(jī)效得分變化的影響，實(shí)證結(jié)果與上文回歸結(jié)果一致。因篇幅有限略去此處結(jié)果。。

表8 財(cái)政分權(quán)、政府干預(yù)與目標(biāo)上市公司綜合績(jī)效得分變化回歸分析結(jié)果

六、 研究結(jié)論與政策建議

本文以2006—2008年深圳證券交易所和上海證券交易所發(fā)生控制權(quán)轉(zhuǎn)移的135個(gè)目標(biāo)上市公司為樣本，考察了中國(guó)式分權(quán)改革背景下地方政府干預(yù)因素對(duì)企業(yè)控制權(quán)轉(zhuǎn)移績(jī)效的作用。在控制了行業(yè)特征、企業(yè)特征、時(shí)間及盈余管理等因素后，本文發(fā)現(xiàn)：(1)與控制權(quán)轉(zhuǎn)移前1年的綜合績(jī)效得分相比，目標(biāo)上市公司的綜合績(jī)效得分在控制權(quán)轉(zhuǎn)移后3年內(nèi)都有顯著的提高；(2)控制權(quán)轉(zhuǎn)移當(dāng)年的地方財(cái)政分權(quán)程度、地方政府干預(yù)程度對(duì)于目標(biāo)上市公司控制權(quán)轉(zhuǎn)移后3年內(nèi)的綜合績(jī)效得分提升均有顯著的反向作用。

以上實(shí)證結(jié)論肯定了我國(guó)控制權(quán)市場(chǎng)的有效性，即控制權(quán)轉(zhuǎn)移后企業(yè)績(jī)效能夠得到顯著的提升，說(shuō)明我國(guó)資本市場(chǎng)經(jīng)過(guò)多年的建設(shè)，企業(yè)已可以通過(guò)控制權(quán)轉(zhuǎn)移來(lái)實(shí)現(xiàn)提升經(jīng)營(yíng)水平的目的。另外，我們的結(jié)論證實(shí)了政府之手在控制權(quán)轉(zhuǎn)移事件中的扭曲作用。這說(shuō)明，我國(guó)宏觀上的分權(quán)式改革，與充分發(fā)揮微觀企業(yè)主體的經(jīng)營(yíng)能動(dòng)性并優(yōu)化資本配置間仍存在著深層次的矛盾。分權(quán)式改革遇到了明顯的瓶頸，片面通過(guò)加大地方政府財(cái)政權(quán)力來(lái)刺激經(jīng)濟(jì)發(fā)展的做法已不可取。本文的政策含義是：我國(guó)控制權(quán)轉(zhuǎn)移市場(chǎng)作用的充分發(fā)揮，需要進(jìn)一步加大改革力度，但改革的方向不應(yīng)局限于資本市場(chǎng)相關(guān)制度的完善，而應(yīng)將更多精力放在對(duì)地方政府以GDP和財(cái)政收入/支出權(quán)為核心的考核機(jī)制的改革上。政府干預(yù)對(duì)企業(yè)控制權(quán)轉(zhuǎn)移績(jī)效存在負(fù)面影響，會(huì)降低控制權(quán)市場(chǎng)效率，因此政府應(yīng)該積極構(gòu)建良好的控制權(quán)市場(chǎng)環(huán)境而非過(guò)度干預(yù)企業(yè)控制權(quán)轉(zhuǎn)移活動(dòng)，從而逐步完善上市公司控制權(quán)轉(zhuǎn)移的法律、規(guī)章建設(shè)，如產(chǎn)權(quán)監(jiān)督機(jī)制和信息披露機(jī)制等。

參考文獻(xiàn)：

[1]周黎安.中國(guó)地方官員的晉升錦標(biāo)賽模式研究[J].經(jīng)濟(jì)研究，2007(7):36-50.

[2]Manne H G. Mergers and the market for corporate control[J]. Journal of Political Economy，1965，73(2)：110-120.

[3]Kaplan S N. Campeau’s acquisition of federated: value destroyed or value added[J]. Journal of Financial Economic，1989，25(1):191-212.

[4]Healy P M, Krishna G P, Rchiard S R. Does corporate performance improve after mergers? [J]. Journal of Financial Economiccs，1992，31(2):135-175.

[5]Smith A. Corporate ownership structure and performance: the case of management buyouts[J]. Journal of Financial Economic，1990，27(2):143-164.

[6]David J D, Kruse T A. Managerial disciplines and corporate restructing following performance declines[J]. Journal of Financial Economics，2000，55(3):391-424.

[7]Ravenscraft D J, Scherer F M. Life after takeover[J]. The Journal of Industrial Economics，1987，36(2):147-156.

[8]朱寶憲，王怡凱.1998年中國(guó)上市公司并購(gòu)實(shí)踐的效應(yīng)分析[J].經(jīng)濟(jì)研究，2002(11):20-26.

[9]張新.并購(gòu)重組是否創(chuàng)造價(jià)值？——中國(guó)證券市場(chǎng)的理論與實(shí)證研究[J].經(jīng)濟(jì)研究，2003(6):20-29.

[10]白云霞，吳聯(lián)生.國(guó)有控制權(quán)轉(zhuǎn)移、終極控制人變更與公司業(yè)績(jī)[J].金融研究，2008(6)：130-143.

[11]徐向藝，王俊韡.控制權(quán)轉(zhuǎn)移、股權(quán)結(jié)構(gòu)與目標(biāo)公司績(jī)效——來(lái)自深、滬上市公司2001—2009的經(jīng)驗(yàn)數(shù)據(jù)[J].中國(guó)工業(yè)經(jīng)濟(jì)，2011(8)：89-98.

[12]陳琳，魏林晚，喬志林.控制權(quán)轉(zhuǎn)移與公司績(jī)效關(guān)系研究——基于我國(guó)上市公司的實(shí)證解析[J].西安財(cái)經(jīng)學(xué)院學(xué)報(bào)，2013(7)：10-15.

[13]陸國(guó)慶.中國(guó)上市公司不同資產(chǎn)重組類型的績(jī)效比較：對(duì)1999年度滬市的實(shí)證分析[J].財(cái)經(jīng)科學(xué)，2000(6):20-24.

[14]馮根福，吳林江.我國(guó)上市公司并購(gòu)績(jī)效的實(shí)證研究[J].經(jīng)濟(jì)研究，2001(1):54-61.

[15]王會(huì)芳.中國(guó)上市公司第一大股東變更的實(shí)證研究[J].當(dāng)代經(jīng)濟(jì)科學(xué)，2004(2):64-70.

[16]宋建波，王曉玲.上市公司控制權(quán)轉(zhuǎn)移績(jī)效及其影響因素研究[J].財(cái)經(jīng)問(wèn)題研究，2008(6):60-65.

[17]張媛春，鄒東海.控股股東更換是否會(huì)提高公司績(jī)效——基于中國(guó)上市公司的經(jīng)營(yíng)研究[J].山西財(cái)經(jīng)大學(xué)學(xué)報(bào)，2011(1):88-93.

[18]高勇強(qiáng)，熊偉，楊斌.控制權(quán)轉(zhuǎn)移、資產(chǎn)重組與CEO更替對(duì)企業(yè)績(jī)效的影響[J].當(dāng)代經(jīng)濟(jì)管理，2013(2):24-31.

[19]羅黨論，唐清泉.中國(guó)民營(yíng)上市公司制度環(huán)境與績(jī)效問(wèn)題研究[J].經(jīng)濟(jì)研究，2009(2):106-118.

[20]陳玉罡，莫夏君.后股權(quán)分置時(shí)期公司控制權(quán)及其私有收益之爭(zhēng)[J].審計(jì)與經(jīng)濟(jì)研究，2013(4)：104-112.

[21]宋獻(xiàn)中，周昌仕.股權(quán)結(jié)構(gòu)、大股東變更與收購(gòu)公司競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)[J].財(cái)經(jīng)科學(xué)，2007(5)：32-40.

[22]田滿文.政府干預(yù)、終極控制人變更與并購(gòu)價(jià)值效應(yīng)平均[J].財(cái)經(jīng)科學(xué)，2012(6)：18-25.

[23]Qian Yingyi, Roland G. Federalism and the soft budget constraint[J]. American Economic Review，1998，28(5):1143-1162.

[24]陳碩.分稅制改革、地方財(cái)政自主權(quán)與公共品供給[J].經(jīng)濟(jì)學(xué)(季刊)，2010(7):1427-1446.

[25]張光.測(cè)量中國(guó)的財(cái)政分權(quán)[J].經(jīng)濟(jì)社會(huì)體制比較，2011(6):48-61.

[26]王化成.企業(yè)財(cái)務(wù)學(xué)[M].北京：中國(guó)人民大學(xué)出版社，1994.

[27]程仲鳴，夏新平，余明桂.政府干預(yù)、金字塔結(jié)構(gòu)與地方國(guó)有上市公司投資[J].管理世界，2008(9):37-47.