劉云，姜書竹

（1.青島大學(xué)，青島 266100；2.山東工商學(xué)院）

并購重組是企業(yè)加強(qiáng)資源整合、提高創(chuàng)新能力、實(shí)現(xiàn)規(guī)模經(jīng)濟(jì)與范圍經(jīng)濟(jì)的資產(chǎn)配置行為，并購重組不僅可以提高企業(yè)市場競爭力，還在優(yōu)化產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，助推我國形成技術(shù)、資金密集型產(chǎn)業(yè)支柱方面發(fā)揮重要作用。為營造良好的市場環(huán)境，充分發(fā)揮企業(yè)在兼并重組中的主體作用，2014 年國務(wù)院發(fā)布《關(guān)于進(jìn)一步優(yōu)化企業(yè)兼并重組市場環(huán)境的意見》，提出“進(jìn)一步改善金融服務(wù)，優(yōu)化信貸融資服務(wù)，發(fā)揮資本市場作用”。在此背景下，如何深化金融體制改革，推動金融市場發(fā)展，為企業(yè)實(shí)施并購提供良好的市場環(huán)境成為政府、企業(yè)與學(xué)界關(guān)注的重點(diǎn)。盡管并購重組可以幫助企業(yè)加強(qiáng)資源整合、實(shí)現(xiàn)快速發(fā)展，但并購過程以及并購后的經(jīng)營都存在一定風(fēng)險(xiǎn)。一方面，企業(yè)并購活動需要大量資金支持，我國金融市場發(fā)展時(shí)間較短，存在諸多亟待完善的地方，這使得企業(yè)（尤其是中小企業(yè)）從金融機(jī)構(gòu)獲取資金的難度增加，面臨不同程度的融資問題，進(jìn)而導(dǎo)致企業(yè)無法籌集充足的資金進(jìn)行并購，大大降低了企業(yè)并購的成功率。另一方面，企業(yè)在進(jìn)行并購時(shí)可能存在信息不對稱問題，使得并購企業(yè)在對目標(biāo)企業(yè)進(jìn)行價(jià)值評估的過程中存在高估現(xiàn)象，這不僅增加了主并購企業(yè)的并購成本，還可能導(dǎo)致企業(yè)資金周轉(zhuǎn)困難，進(jìn)而影響并購后的生產(chǎn)經(jīng)營。金融發(fā)展可以幫助企業(yè)緩解融資約束以及信息不對稱問題，因此加快現(xiàn)代金融體系建設(shè)，改善金融生態(tài)環(huán)境，為企業(yè)并購提供高效、健全以及穩(wěn)定的融資體系具有重要意義。

與研究相關(guān)的文獻(xiàn)主要分為兩類，第一類文獻(xiàn)主要圍繞金融發(fā)展與企業(yè)投資展開。金融發(fā)展與企業(yè)投資行為的關(guān)系并未形成統(tǒng)一觀點(diǎn)，部分研究認(rèn)為金融發(fā)展可以有效緩解信息不對稱問題，降低代理成本，從而減輕公司面臨的融資約束，提高企業(yè)投資效率[1]。另有研究發(fā)現(xiàn)金融發(fā)展與企業(yè)投資效率之間存在倒“U”型關(guān)系，在初期，金融發(fā)展對企業(yè)成長具有顯著促進(jìn)作用，然而隨著金融發(fā)展水平的不斷提高，企業(yè)投資效率隨之放緩[2]。與相關(guān)的另一類文獻(xiàn)是影響企業(yè)并購的因素。從宏觀因素來看，制度環(huán)境、政策不確定性等均會影響企業(yè)并購行為[3-4]。相對完善的法律法規(guī)可以為企業(yè)并購提供良好的制度環(huán)境，降低并購過程中因復(fù)雜程序?qū)е碌臅r(shí)間成本，且良好的制度與市場環(huán)境能夠降低信息不對稱程度，提高企業(yè)并購成功率[5]。關(guān)于政策不確定性對于企業(yè)并購的影響并未得出一致結(jié)論[6-8]。從微觀因素來看，并購經(jīng)驗(yàn)、管理層特征、人力資本等亦是影響企業(yè)并購的重要因素[9-10]。對于管理層特征對企業(yè)并購的影響多數(shù)研究從管理層性別、任期長短以及管理能力等方面進(jìn)行了分析[11-13]。Cui 和Leung[10]對美國企業(yè)的并購行為進(jìn)行分析發(fā)現(xiàn)，決策層管理能力越強(qiáng)的并購企業(yè)，其長期經(jīng)營業(yè)績和股票回報(bào)越好。

研究結(jié)果表明，金融發(fā)展對我國企業(yè)并購行為具有顯著促進(jìn)作用，且在民營企業(yè)、小規(guī)模企業(yè)以及兩職合一企業(yè)中該積極效應(yīng)尤為明顯。此外，機(jī)制檢驗(yàn)分析表明，金融發(fā)展主要通過緩解融資約束，改善信息不對稱問題對企業(yè)并購行為產(chǎn)生影響。

1 研究設(shè)計(jì)與數(shù)據(jù)描述

1.1 研究樣本

以2000～2018 年上市公司數(shù)據(jù)為研究樣本，重點(diǎn)考察金融發(fā)展對企業(yè)并購行為的影響。企業(yè)層面數(shù)據(jù)主要來源于CSMAR 數(shù)據(jù)庫，金融發(fā)展數(shù)據(jù)來源于歷年《中國金融年鑒》。參考王姝勛和董艷[14]的研究，對初始樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行以下篩選：（1）剔除金融、保險(xiǎn)行業(yè)數(shù)據(jù)；（2）剔除ST*公司；（3）剔除主要研究變量缺失的數(shù)據(jù)。此外，為了避免異常值對實(shí)證分析的干擾，對所有連續(xù)的解釋變量都在1%和99%分位數(shù)上實(shí)施縮尾處理（Winsorize）。

1.2 變量設(shè)計(jì)

1.2.1 被解釋變量

對于企業(yè)并購（Eid），文章參考Malmendier 和Nagel 以及李善民等[15-16]的研究，選取企業(yè)在該年度所發(fā)起并購案件的次數(shù)總和作為企業(yè)并購的代理變量，數(shù)據(jù)主要來源于Wind 數(shù)據(jù)庫以及國泰安（CSMAR）數(shù)據(jù)庫。此外，對并購數(shù)據(jù)進(jìn)行以下篩選與處理：（1）刪除兩個(gè)數(shù)據(jù)庫中相同的并購事件；（2）合并兩數(shù)據(jù)庫中同一企業(yè)、同一年份不同的并購事件；（3）若企業(yè)并購重組事件的進(jìn)度為簽署轉(zhuǎn)讓協(xié)議、股東大會通過、達(dá)成轉(zhuǎn)讓意向及證監(jiān)會受理則剔除，僅保留最終完成的并購數(shù)據(jù)；（4）保留企業(yè)為主并購方的樣本。

1.2.2 解釋變量

考慮到數(shù)據(jù)可得性問題，對于金融發(fā)展（Fins），文章參考Lu 和Yao 以及張成思等[17-18]的研究采用金融機(jī)構(gòu)貸款余額占GDP 的比重作為度量指標(biāo)，具體計(jì)算方法為各省的金融機(jī)構(gòu)貸款余額/各省國內(nèi)生產(chǎn)總值。

1.2.3 控制變量

參考相關(guān)理論與已有研究[16，19-20]，選取以下控制變量：（1）資產(chǎn)負(fù)債率（Lev），用企業(yè)總資產(chǎn)與總負(fù)債之比表示；（2）托賓Q（TBQ），用企業(yè)市場價(jià)值與總資產(chǎn)比值表示；（3）資產(chǎn)收益率（ROA），用企業(yè)凈利潤除以總資產(chǎn)表示；（4）企業(yè)規(guī)模（Size），用企業(yè)總資產(chǎn)的對數(shù)值作為衡量指標(biāo)；（5）現(xiàn)金流量（Cash），采用企業(yè)經(jīng)營性現(xiàn)金流量與總資產(chǎn)比值表示；（6）股權(quán)集中度（Shrcr），采用公司第一大股東持股比例表示；（7）企業(yè)性質(zhì)（Owner），根據(jù)企業(yè)所有權(quán)屬性設(shè)置虛擬變量，若企業(yè)為國有企業(yè)則為1，否則為0；（8）獨(dú)立董事比例（Inde），采用獨(dú)立董事人數(shù)占董事會人數(shù)比例表示；（9）國內(nèi)生產(chǎn)總值（Sgdp），采用不同省份國內(nèi)生產(chǎn)總值表示，并進(jìn)行對數(shù)化處理。

1.3 描述性統(tǒng)計(jì)

表1 展示了該文主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果，從表中可以看出，并購次數(shù)的均值為1.886，標(biāo)準(zhǔn)差為1.593，表明企業(yè)并購存在較大波動性。金融發(fā)展的均值為1.408，10%分位值為0.842，50%分位值為1.276，90%分位值為2.212，而波動率（標(biāo)準(zhǔn)差）僅為0.503，表明金融發(fā)展的波動較小。其余控制變量分布與已有文獻(xiàn)相一致[16，19-20]，表明樣本選擇具有一定的合理性。

表1 描述性統(tǒng)計(jì)Table1 Descriptive statistics of variables

1.4 模型構(gòu)建

為檢驗(yàn)金融發(fā)展與企業(yè)并購的關(guān)系，構(gòu)建如下回歸模型：

模型（1）中，下標(biāo)i 和t 分別表示企業(yè)和年份，p為省份。被解釋變量Eidit是企業(yè)i 在t 年發(fā)生的并購次數(shù)，解釋變量Finspt為p 省在t 年的金融發(fā)展水平，Controls 為控制變量組。τt為僅隨時(shí)間變化的時(shí)間固定效應(yīng)，φi為僅隨個(gè)體變化的個(gè)體固定效應(yīng)，εit為隨機(jī)擾動項(xiàng)，服從均值為0、方差為σ2的正態(tài)分布。

2 實(shí)證結(jié)果與分析

2.1 金融發(fā)展與企業(yè)并購行為

表2 給出了根據(jù)模型（1）對金融發(fā)展與企業(yè)并購之間關(guān)系進(jìn)行回歸的結(jié)果。第（1）列為不加入任何控制變量的回歸結(jié)果，可以看到，金融發(fā)展（Fins）對于企業(yè)并購（Eid）的影響顯著為正（系數(shù)為0.142），與前文理論分析一致。第（2）列為加入全部控制變量的回歸結(jié)果，可以看出，金融發(fā)展對企業(yè)并購的影響系數(shù)依然顯著為正，回歸系數(shù)為0.115，表明金融發(fā)展水平每提高1%，企業(yè)并購次數(shù)平均增加0.115%。

表2 基準(zhǔn)回歸結(jié)果Table2 Benchmark regression results

續(xù)表2 基準(zhǔn)回歸結(jié)果Continued table 2 Benchmark regression results

2.2 機(jī)制檢驗(yàn)

我國的金融發(fā)展體系是以銀行為主導(dǎo)[21]，作為金融中介的銀行體系具有信用中介、金融服務(wù)等職能，是企業(yè)投資的重要資金來源。金融發(fā)展對企業(yè)融資約束的緩解作用主要通過規(guī)模和效率兩個(gè)方面發(fā)揮作用[22-24]。從規(guī)模來看，金融發(fā)展水平相對較高的地區(qū)，金融機(jī)構(gòu)間的競爭程度較高，金融產(chǎn)品和金融工具種類增多，企業(yè)融資渠道得以拓寬，交易成本相應(yīng)降低，進(jìn)一步緩解了企業(yè)面臨的融資約束問題。另一方面，金融發(fā)展水平的提高可以改善金融機(jī)構(gòu)的投資和運(yùn)營能力，對企業(yè)投資行為實(shí)施有效監(jiān)督，提高企業(yè)融資效率[25]，這在一定程度上改善了企業(yè)融資約束問題。

由上述分析可知，金融發(fā)展通過緩解融資約束對企業(yè)并購產(chǎn)生影響。為進(jìn)一步驗(yàn)證該理論機(jī)制，借鑒許和連和王海成[26]的研究，采用應(yīng)收賬款與資產(chǎn)總額的比值作為融資約束的代理變量，并構(gòu)造與金融發(fā)展的交互項(xiàng)進(jìn)行回歸分析。結(jié)果見表3 第（1）列，從中可以看出金融發(fā)展的回歸系數(shù)并不顯著，而交互項(xiàng)（Fins _FC）的系數(shù)顯著為正，這表明金融發(fā)展可以通過緩解融資約束進(jìn)而推動企業(yè)進(jìn)行并購，與前文理論分析相一致。

表3 機(jī)制檢驗(yàn)Table 3 Mechanism test

續(xù)表3 機(jī)制檢驗(yàn)Continued table 3 Mechanism test

為進(jìn)一步證明金融發(fā)展促進(jìn)企業(yè)并購的積極作用可以通過降低信息不對稱渠道發(fā)揮作用，選取分析師對企業(yè)的關(guān)注度與研報(bào)對企業(yè)的關(guān)注度作為信息不對稱的衡量指標(biāo)，并構(gòu)造與金融發(fā)展的交互項(xiàng)進(jìn)行分析。第（2）～（3）列為回歸結(jié)果，不難發(fā)現(xiàn)，金融發(fā)展與信息不對稱交互項(xiàng)的回歸系數(shù)顯著為正，而金融發(fā)展的系數(shù)并不顯著，進(jìn)一步證明了金融發(fā)展可以有效降低信息不對稱程度，從而促進(jìn)企業(yè)進(jìn)行并購行為。

3 異質(zhì)性分析

在我國，國有企業(yè)與民營企業(yè)在盈利目標(biāo)、社會責(zé)任等方面存在較大差異。國有企業(yè)特殊的產(chǎn)權(quán)性質(zhì)，使其與政府聯(lián)系較為緊密，有時(shí)需承擔(dān)部分政府職能，這使得國有企業(yè)具有政府的隱形擔(dān)保，更易獲得利率低、期限長的銀行信貸，從而相較于民營企業(yè)，國有企業(yè)面臨的融資約束較小。因此該文根據(jù)所有權(quán)性質(zhì)將企業(yè)劃分為國有企業(yè)與民營企業(yè)進(jìn)行異質(zhì)性分析。此外，與大規(guī)模企業(yè)相比，小規(guī)模企業(yè)受限于生產(chǎn)能力、技術(shù)水平等限制，面臨更為嚴(yán)重的融資約束問題，該文根據(jù)年度中位數(shù)，將企業(yè)劃分為大規(guī)模企業(yè)與小規(guī)模企業(yè)進(jìn)行異質(zhì)性分析，結(jié)果見于表4。

表 4 第（1）～（2）列為企業(yè)所有權(quán)屬性異質(zhì)性分析結(jié)果，在民營企業(yè)中，金融發(fā)展的系數(shù)顯著為正，而在國有企業(yè)則并不顯著，表明金融市場發(fā)展可以顯著促進(jìn)民營企業(yè)的并購行為，但對國有企業(yè)并未產(chǎn)生顯著影響。第（3）～（4）列為不同企業(yè)規(guī)模異質(zhì)性回歸結(jié)果。金融發(fā)展對企業(yè)并購的影響在小規(guī)模企業(yè)中顯著為正，然而對大規(guī)模企業(yè)并未產(chǎn)生影響。這表明金融發(fā)展通過緩解小規(guī)模企業(yè)的融資約束促進(jìn)了其并購行為，而并未對大規(guī)模企業(yè)的并購行為產(chǎn)生顯著影響。

表4 異質(zhì)性分析Table 4 Heterogeneity analysis

企業(yè)并購行為具有風(fēng)險(xiǎn)高、收益見效周期長的特點(diǎn)，且部分并購有時(shí)是為了獲取并購企業(yè)的核心技術(shù)、品牌等戰(zhàn)略資源，并不是出于利潤最大化目的進(jìn)行，因此需從企業(yè)委托-代理角度進(jìn)行分析[27]。在兩職合一的企業(yè)中，由于決策權(quán)與決策控制權(quán)無法分離，導(dǎo)致董事會對企業(yè)管理層的監(jiān)督和控制作用減弱，這使得管理層對于企業(yè)并購決策具有更大的話語權(quán)，更易促進(jìn)企業(yè)的并購行為。當(dāng)兩職分離時(shí)，企業(yè)管理層受董事會監(jiān)督，搜集信息能力受到一定限制[28]，導(dǎo)致對于被并購企業(yè)的價(jià)值估算等預(yù)測出現(xiàn)偏差，并購失敗的可能性增大?；谏鲜龇治鐾茢?，在兩職合一企業(yè)中金融發(fā)展對企業(yè)并購的促進(jìn)作用更為顯著。第（5）～（6）列為企業(yè)管理層特征的異質(zhì)性分析結(jié)果。從中可以看出，在兩職合一企業(yè)中金融發(fā)展對企業(yè)并購具有顯著促進(jìn)作用，而在兩職分離企業(yè)中該影響效應(yīng)則并不明顯，與上述分析相一致。

4 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

4.1 替換變量衡量指標(biāo)

根據(jù)分析可知，金融市場競爭可以促進(jìn)企業(yè)并購的發(fā)生，為驗(yàn)證結(jié)論的有效性，參考陳仕華等（2015）的研究[29]，將企業(yè)并購替換為企業(yè)并購金額（并進(jìn)行對數(shù)化處理），金融發(fā)展用各省份存款余額與貸款余額的比值代替，進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，結(jié)果見于表5。第（1）列為替換企業(yè)并購指標(biāo)的回歸結(jié)果，第（2）列為替換金融發(fā)展的回歸結(jié)果，從中可以看出，回歸系數(shù)均顯著為正，進(jìn)一步驗(yàn)證了結(jié)論。

表5 替換變量指標(biāo)Table 5 Replace variable indicator

4.2 替換計(jì)量方式

回歸分析中采用了最小二乘法（OLS），為進(jìn)一步驗(yàn)證文章結(jié)論的穩(wěn)健性，采用最大似然估計(jì)方法（MLE）、廣義最小二乘法（GLS）以及 Bootstrap 自抽樣參數(shù)估計(jì)。從表6 可以看出，在變換參數(shù)估計(jì)方法后，金融發(fā)展對企業(yè)并購行為的影響依然顯著為正，進(jìn)一步驗(yàn)證了結(jié)論的穩(wěn)健性。

表6 替換計(jì)量方式Table 6 Alternative measurement methods

續(xù)表6 替換計(jì)量方式Continued table 6 Alternative measurement methods

4.3 控制其他沖擊

2008 年發(fā)生的全球性金融危對我國經(jīng)濟(jì)產(chǎn)生了巨大沖擊，實(shí)體經(jīng)濟(jì)與金融市場深受影響，考慮到這一沖擊可能對研究結(jié)論產(chǎn)生影響，進(jìn)行了進(jìn)一步分析。金融危機(jī)的發(fā)生使得市場需求大大降低，不僅對金融發(fā)展造成嚴(yán)重影響，同時(shí)使得實(shí)體經(jīng)濟(jì)遭受重創(chuàng)，企業(yè)盈利降低，融資困難程度增加，這在一定程度上阻礙了企業(yè)的并購重組行為。因此，可以預(yù)測金融危機(jī)對企業(yè)并購行為的影響與金融發(fā)展相反。為排除金融危機(jī)對該文研究結(jié)論產(chǎn)生的影響，且考慮到金融危機(jī)的影響效應(yīng)存在滯后性，剔除了2008-2009 年的觀測值，重新進(jìn)行回歸分析，結(jié)果如表7 第（1）列所示，金融發(fā)展的系數(shù)依然顯著為正（0.125）。此外，參考Cui 等[30]的研究，設(shè)置金融沖擊虛擬變量，考慮到金融危機(jī)在2007 年已產(chǎn)生影響，2008 年其影響范圍進(jìn)一步擴(kuò)大，且影響具有滯后性，將2007-2009 年的樣本設(shè)置為1，其余年份為0，構(gòu)造金融沖擊虛擬變量與金融發(fā)展的交互項(xiàng)，以便驗(yàn)證結(jié)論的穩(wěn)健性，根據(jù)第（2）列結(jié)果可知，金融發(fā)展（Fins）的回歸系數(shù)顯著為正，而金融沖擊虛擬變量與金融發(fā)展交互項(xiàng)（Fins_year）顯著為負(fù)，這表明金融發(fā)展對企業(yè)并購的積極作用并未受金融危機(jī)的影響，進(jìn)一步印證了結(jié)論的穩(wěn)健性。

表7 控制金融危機(jī)沖擊Table 7 Controlling the impact of financial crisis

續(xù)表7 控制金融危機(jī)沖擊Continued table 7 Controlling the impact of financial crisis

4.4 控制內(nèi)生性問題

在基準(zhǔn)分析中可能存在雙向因果的內(nèi)生性問題，導(dǎo)致難以判斷金融市場發(fā)展是否對企業(yè)并購行為產(chǎn)生實(shí)質(zhì)性促進(jìn)作用。一方面，金融市場發(fā)展促進(jìn)了社會資本流動，進(jìn)一步降低信息不對稱，并緩解企業(yè)融資約束問題，推動企業(yè)進(jìn)行并購重組；另一方面，企業(yè)并購?fù)枰獜?qiáng)大的資金支持，主要以大型國有企業(yè)、大型股份制公司為主體，且企業(yè)并購可以在一定程度上提高企業(yè)創(chuàng)新能力，實(shí)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)多元化發(fā)展，因此并購交易頻繁發(fā)生的地區(qū)往往對資金需求較大，更易吸引金融機(jī)構(gòu)入駐，且由于存在溢出效應(yīng)，該地區(qū)往往經(jīng)濟(jì)水平發(fā)展較高，可以為金融發(fā)展提供良好的市場環(huán)境。為緩解由雙向因果帶來的內(nèi)生性問題，使用工具變量法進(jìn)行穩(wěn)健性分析。

對于工具變量的選擇，文章參考柳春等[31]的方法，選取省份產(chǎn)業(yè)層面金融市場發(fā)展的平均值。我國不同地區(qū)的金融市場發(fā)展水平存在明顯分割現(xiàn)象，一方面各區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展具有不同特點(diǎn)；另一方面，由于我國官員晉升考核制度等因素的影響，不同地區(qū)政府對本地區(qū)的金融市場發(fā)展往往具有一定的保護(hù)主義傾向，這使得資本跨地區(qū)流動受到限制，且流動成本較高，因此不同省份金融市場發(fā)展水平存在顯著差異。還需要特別說明的是，各個(gè)地區(qū)的金融發(fā)展水平主要由法律制度、科技創(chuàng)新水平所決定[32]，單個(gè)企業(yè)無法對所在地區(qū)的金融發(fā)展水平產(chǎn)生影響。因此，所選取的工具變量具有一定的合理性。

表8 為二階段最小二乘法（2SLS）的估計(jì)結(jié)果，第（1）列為第一階段回歸結(jié)果，從中可以看出工具變量（Fins _IV） 的系數(shù)顯著，且Wald F 統(tǒng)計(jì)量為359.5，表明不存在弱工具變量問題。第（2）列為第二階段回歸結(jié)果，不難發(fā)現(xiàn)，金融發(fā)展對企業(yè)并購的影響顯著為正（系數(shù)為0.365），說明金融發(fā)展可以顯著促進(jìn)企業(yè)并購，這進(jìn)一步驗(yàn)證了結(jié)論的穩(wěn)健性。

表8 工具變量法Table 8 Instrumental variable method

續(xù)表8 工具變量法Continued table 8 Instrumental variable method

5 研究結(jié)論與政策啟示

并購重組可以幫助企業(yè)擴(kuò)大生產(chǎn)經(jīng)營規(guī)模，降低成本費(fèi)用，提高市場份額，因此成為企業(yè)實(shí)施品牌經(jīng)營戰(zhàn)略和多元化戰(zhàn)略，增強(qiáng)競爭力的重要途經(jīng)。然而，企業(yè)并購活動一般需要大量資金支持和良好的市場環(huán)境，因此，金融發(fā)展對企業(yè)并購產(chǎn)生的影響不容忽視。以2000-2018 年上市公司數(shù)據(jù)為研究樣本，系統(tǒng)分析了金融發(fā)展對企業(yè)并購行為的影響，并探究了其中的作用機(jī)制。研究發(fā)現(xiàn)，金融發(fā)展對我國企業(yè)并購行為具有顯著促進(jìn)作用，且在民營企業(yè)、小規(guī)模企業(yè)以及兩職合一企業(yè)中該積極效應(yīng)尤為明顯。此外，機(jī)制檢驗(yàn)分析表明，金融發(fā)展主要通過緩解融資約束，改善信息不對稱問題對企業(yè)并購行為產(chǎn)生影響。

基于以上理論分析與研究結(jié)論，文章提出如下政策建議：第一，進(jìn)一步完善金融體系，提高資金利用效率，降低企業(yè)（尤其是中小企業(yè)）的融資難度。我國金融市場發(fā)展時(shí)間較短，與發(fā)達(dá)國家存在一定差距，因此需構(gòu)建多層次金融體系，鼓勵(lì)金融機(jī)構(gòu)不斷研發(fā)多種類型的金融產(chǎn)品與金融工具，以滿足不同類型企業(yè)的融資需求。第二，推動金融市場化與國際化改革，促進(jìn)金融轉(zhuǎn)型，構(gòu)建現(xiàn)代金融服務(wù)體系，加快資金融通速度，提高資源配置效率降低企業(yè)并購的融資成本。第三，提高企業(yè)信息披露質(zhì)量，減少企業(yè)間信息不對稱問題，幫助企業(yè)降低投資風(fēng)險(xiǎn)，進(jìn)一步提高并購成功率。