一、引言

近年来，随着全球化进程的不断加快，企业通过内部资源积累，采取渐进的成长方式来应对外部竞争，已经不能满足现实的需要。随着我国资本市场的不断发展和相关法律制度的逐渐完善，并购投资作为企业的一种外延式成长方式，是企业实现战略扩张、资源优化配置的重要手段。就我国的并购历史来看，1993年的“宝延之争”拉开了上市企业并购的序幕，之后的并购事件层出不穷，特别是2007年美国次贷危机之后，由于我国企业进行产业结构优化调整和转型升级，国内的并购活动掀起了一个又一个浪潮。

从图3a可以看出，运行期间矿化床对于COD、氨氮、总氮的去除效果呈下降趋势，各污染物浓度有明显上升趋势，推测由于矿化床靠微生物和吸附作用，受外界影响变化大，且易堵塞孔隙，极大影响矿化床的处理效果，这也是目前矿化床在实际工程运用中较难解决的问题。出水的COD、氨氮和总氮并没有维持在达标水平，需增加深度处理工段保证出水达标排放。

根据《浙江省深化高校考试招生制度综合改革试点方案》，高中生物学学科有两次考试机会。按照高考赋分规则，大多数的学生在第一次选考成绩揭晓后会选择参加第二次选考(以下简称“二考”)以期提高赋分成绩。师生在进行“二考”的复习过程中，会碰到以下的问题： 教师的想法是在第一次选考之前已经完成了全部内容的复习，好像已经没什么可教的；但由于第一次选考复习时间不充裕，又好像还有很多东西没有讲清楚，于是成了“夹生米饭”。学生则认为：“二考”复习就是老师把之前复习的内容从头开始再来一遍，毫无新意，好似“鸡肋”，严重挫伤学习积极性[1]。

但目前国内的并购市场仍然处于初期发展阶段，与发达国家相比，其并购的市场规模较小，并购交易的成功率与交易额均处于较低水平，因此国内的并购市场还有很大的发展空间。并购交易的成功与失败直接关系到并购市场规模的大小，因此研究影响并购交易活动的因素，对促进我国并购市场健康发展具有重要的现实意义。

在不完美的资本市场中，并购交易作为企业的一种大额投资行为，必然会受到自身融资能力的影响。现有文献从融资约束和融资来源角度进行了大量研究，学者们认为无论是现金持有还是负债融资都会对并购决策产生影响，但鲜有学者将现金决策和资本结构决策相融合，从企业财务弹性的视角研究其对并购活动的影响，这也为文章的研究提供了契机。

借鉴以往文献，模型中控制了一系列影响并购决策的相关因素，包括公司规模(SIZE)、自由现金流(CFO)、企业业绩(ROA)、成长性(GROWTH)、投资机会(TQ)、公司经营风险(RISK)以及公司治理变量。其中，上市公司的规模(SIZE)会影响企业的发展战略，对并购决策产生规模效应，一般地，规模较大的企业拥有市场和资源优势，有助于企业并购交易的实施，文章以期末总资产的自然对数来衡量；并购投资是企业的一种大额投资活动，稳定的现金流有助于企业并购交易的实施，并能促进管理者做出并购决策，因此在设定模型中控制了自由现金流(CFO)这一影响因素；财务绩效对于并购决策具有深远的影响，企业业绩(ROA)越好，积累的资源越多，发动并购的可能性越大；成长性(GROWTH)高、投资机会(TQ)多的企业也越有可能抓住有利的并购机会(Roll，1986；Harford，1999)；公司经营风险(RISK)越大，越可能发动并购，使用上市企业近三年资产利润率的标准差来反映企业的经营风险水平；公司治理变量中，第一大股东持股比例越高，作为企业所有者的地位更加凸显，在进行并购决策时会更加谨慎；合理的股权制衡可以完善公司治理水平，有利于企业做出并购决策。

为了夯实前文研究结果的可靠性，文章重新度量财务弹性变量，并采用面板效应模型，进行稳健性检验。

二、理论假设

在不完美的资本市场中，内外融资成本存在差异，企业普遍面临着融资约束。并购交易是企业的一种大额投资行为，必然会受到自身融资能力的影响。Acemoglu，Johnson&Mittion(2009)考察了金融发展对企业并购行为的影响，指出金融发展状况是企业实施并购的重要条件，如果一个地区的金融发展比较滞后，即便企业有并购动机，受制于融资能力的不足，企业也无法顺利完成并购交易。Chen等(2009)通过对上市企业国内和国外并购行为的比较研究，发现相对于国内并购，融资约束降低了国外并购的可能性。Menno(2011)以英国上市公司为样本，考察了外部融资约束对企业并购投资的影响，研究也表明，外部融资约束显著降低了上市企业实施并购的可能性。因此企业要实现并购交易，需要有充足的资金作为保障和支持。

大量学者从融资来源角度对并购投资进行了研究，一些学者认为，企业可以通过合理的现金储备来实现并购交易。Harford(1999)研究发现现金持有水平越高，公司发动并购的可能性也越大。Harford(2005)从行业冲击和资金流动性两方面考察对并购行为的影响，研究指出仅有行业冲击不会掀起行业并购浪潮，还要有宏观层面的资金流动性才能有效推动行业的整合。Celikyurt等(2010)研究发现，企业可以通过IPO方式获得大量的现金，从而为企业实施并购交易提供资金支持。我国学者张芳芳、刘淑莲(2015)采用Logit模型和OLS混合模型，以我国沪深上市企业2008年到2011年的数据为样本对象，考察了主并公司现金持有状况与并购决策及并购绩效的相关关系。研究发现，现金持有量会显著影响上市企业的并购行为，现金持有水平较高的企业发动并购的可能性更大。

表4的(3)列是在(2)列的基础上考虑了年度和行业的影响，可以看出模型的R方从0.017提高到了0.026，即在考虑了年度和行业的影响之后，模型的拟合优度得到了显著的提高，而财务弹性与并购动机仍然在1%的水平下显著正相关，这再次验证了假设H1。

但少有学者将现金决策和资本结构决策进行融合，从企业整体财务弹性视角来探究并购交易的资金来源问题，这也为文章的研究提供了新的理论视角。学者Bates等(2009)研究认为，高现金持有与低财务杠杆的结合使用能够降低企业陷入财务困境的概率。曾爱民等(2013)以金融危机为研究背景，也证实了同时使用高现金持有和低杠杆途径获取财务弹性的企业，更有能力抵御不利冲击。

并购作为企业的外部投资活动，具有一般投资的共性，也有其特殊性，交易金额巨大且具有不确定性，需要大量的资金储备才能得以实现。因此文章认为，财务弹性储备水平对并购决策有正向作用。当企业的财务弹性水平较高时，充足的资金储备可以满足企业并购活动的资金需求，有利于企业做出并购决策，增加并购的频次；而当企业的财务弹性水平较低时，资金储备的不足则会降低企业实施并购的动机和频次。基于上述分析，文章提出第一个研究假设：

李叔和被押下警车的时候，一缕阳光照在他脸上。他笑笑，想到今生今世，能为一个自己所爱的人做件大事，值了，当初，他追付玉的时候，就有过这样的想法，觉得有朝一日就该替付玉去死。

假设H1：在其他条件不变的情况下，企业储备的财务弹性水平越高，其发动并购的动机越大，并购的频次更高。

随着经济和社会的快速发展，不确定性是现代企业经营环境的基本特征之一。为了应对外部环境变化带来的冲击，企业必须要建立动态的弹性管理机制。储备财务弹性高的企业在面对未来环境的不确定性时，能够迅速调动财务资源做出应对，从而实现企业价值的最大化。已有学者研究发现，外部环境的不确定性与企业的财务弹性价值之间存在着一定的相关关系。Killi等(2011)发现当环境不确定性较大时，企业受到的财务冲击较强烈，此时财务弹性的价值变大。Arslan(2014)比较研究了不同环境下财务弹性的价值，发现当经济环境趋于稳定时，财务弹性的价值较小；而当经济环境不确定时，财务弹性的价值较高，企业的投资支出和业绩水平相对更高。我国学者刘名旭(2014)通过研究也发现企业面临外部环境的不确定性越强，越倾向于储备较高的财务弹性水平。

从季线角度看，市场情绪宣泄近尾声。目前A股已经连续调整5个季度，A股历史上连续调整5个季度也出现过两次，一次出现在2005年998点前，一次出现在2008年1664点前。这两次连跌5个季度后市场做空情绪得到充分释放，998点后出现的是大牛市行情，1664点后出现的是绝地反击的大反弹行情，即使是大反弹行情，上证指数也从1664点上涨到3478点，涨幅达109%。从目前A股连续调整5个季度来看，2019年一季度很有可能出现一次反弹，其后的调整将形成2449点政策底之后的市场底，这时会叠加A股的四年周期，出现更大力度的一次反弹。

文章对设定模型的主要变量进行了Pearson相关性检验，结果如表3所示。由表3可知，财务弹性FFI与并购动机MA_dec的相关系数为0.036，与并购频次MA_sum的相关系数为0.032，且在1%的水平下显著，初步可以判定财务弹性水平越高的企业，实施并购交易的动机越大，并购频次也越高。控制变量中，公司规模、成长性、企业业绩、股权集中度、股权制衡以及产权性质与并购动机及并购频次显著相关，说明选取的主要变量能够影响并购投资决策，具有一定的合理性。另外，各回归变量间的相关系数未超过0.5，初步可以判断变量间不存在多重共线性问题。后文将在控制企业特征和公司治理等因素以及年度和行业效应以后，对上述关系做进一步的检验。

假设H2：当外部环境不确定性越大时，企业储备的财务弹性对并购决策的正向作用更显著。

三、研究设计

1.样本筛选

文章选取我国沪深上市公司2008-2016年发生的并购事件为初始样本，根据研究需要，对样本进行了筛选，最终得到12255个观测值，构成上市公司并购样本数据。文章所使用的数据主要包括公司财务数据、并购事件数据和银行关联数据。公司财务数据和银行关联数据取自CSMAR财务报表及公司治理数据库，而并购事件数据来自于CSMAR上市公司并购重组研究数据库。为了消除异常值对研究结果的影响，研究对相关数据在1%水平下进行了缩尾(Winsorize)处理，并运用STATA12.0软件进行数据分析。

2.模型构建与变量定义

借鉴已有文献，构建如下模型进行假设检验：

 

上述实证结果说明，当外部环境不确定性越大时，企业储备的财务弹性对并购投资决策的正向作用更显著。

被解释变量并购动机MA_dec，用来衡量企业发动并购的可能性。如果上市企业在特定年份发起了并购交易，MA_dec取值为1；如果上市企业在特定年份没有发起并购交易，则MA_dec取值为0。并购频次MA_sum，用来衡量上市企业在特定年份发动并购交易活动的次数。文章以并购动机和并购频次这两个变量来反映上市企业的并购决策，并对设定模型进行实证检验。

（2） 主要解释变量

FFI为主要解释变量，反映企业的财务弹性水平，由于财务弹性对并购决策的作用具有滞后效应，因此设定模型中的FFI使用滞后一期，并采用中位数虚拟变量法进行稳健性检验。BC1代表银企关系，反映企业与银行之间的关联关系，以上市企业高管是否具有银行从业背景来衡量。

（3） 控制变量

21世纪以来，随着社会变迁和技术变革，企业所面临的外部环境充斥着巨大的不确定性，不确定性已成为现代企业经营环境的基本特征之一。为了应对外部环境变化带来的冲击，企业必须要建立动态的弹性管理机制。国内外学者研究发现，外部环境的不确定性与企业的财务弹性价值之间存在着一定的相关关系。当外部环境不确定性越大时，财务弹性发挥的作用越大（Killi等，2011；Arslan，2014）。基于此，文章选取我国沪深上市公司2008至2016年间发生的并购事件作为样本对象，运用实证研究方法，探究在环境不确定下企业财务弹性储备水平对并购投资决策的影响效应。

此外，考虑我国特殊的制度背景，模型中还控制了产权性质(STATE)变量、行业(Industry)和年度(Year)虚拟变量，以控制由于行业因素和年度因素对并购动机以及并购频次的影响。具体变量定义如表1所示。

贵州茅台酒股份有限公司“传承时代匠心，铸就卓越品质”的质量管理模式基于传统酿造“顺天应人、因势利导、因时而动”的精神内核，以“顺应天时”为指导，通过“敬重匠心”，充分调动人的主观能动性，构建卓越绩效管理的价值创造过程，制造出优质、安全、高端的产品，持续、充分满足各方需求，最终达成“崇尚人本”“回报社会”的企业愿景。在保证茅台酒酿造人文属性和产品质量的同时，推动实现茅台向标准化、现代化酿造企业的重大转变，对酿造行业具有较好的借鉴意义和示范作用。

 

表1 变量名称、符号及定义

  

控变变量名称 符号 定义被解释变量并购动机 MA_dec如果上市公司在特定年份发起了并购交易，则MA_dec取值为1；如果上市公司在特定年份没有发起并购交易，则MA_dec取值为0并购频次MA_sum上市公司在特定年份发起并购交易活动的次数解释变量财务弹性 FFI财务弹性=现金弹性+负债弹性，其中现金弹性=企业现金持有水平-行业平均现金持有水平；负债弹性=max{0，同行业的平均负债水平-企业的负债水平}企业规模 SIZE 总资产的自然对数现金流 CFO 年度经营活动现金净流量/年末总资产产权性质 STATE 虚拟变量，国企为0，否则为1企业自由成长性 GROWTH （本期营业收入-上期营业收入）/上期营业收入企业业绩 ROA 净利润/平均资产投资机会 TQ制量并购下一年投资支出的自然对数，其中投资支出为现金流量表中“购买固定资产、无形资产和其他长期资产支付的现金”数值股权集中度 FIRST 第一大股东所持股份的比例股权制衡FH公司第二大股东到第十大股东持股比例之和是否亏损 LOSS 上年度发生亏损取值为1，否则取值为0经营风险 RISK 上市企业近三年资产利润率的标准差年度变量 Year选取2008－2016年份，因设定模型中有提前一期和滞后一期变量，故共设置6个年度虚拟变量行业变量 Industry按照证监会行业分类标准，剔除金融保险行业后，共设置20个行业虚拟变量

四、实证分析

1.描述性统计

由表2可知，在2008-2016年间36.8%的上市公司实施了并购投资活动。由于经济和社会的快速发展，企业依靠内部资源积累，采取渐进的成长方式来应对外部竞争，已经不能满足现实的需要。伴随着我国资本市场的不断发展和相关法律制度的逐渐完善，并购投资已成为企业实现战略扩张、资源优化配置的重要手段。主要解释变量FFI的均值为0.157，说明我国上市企业的财务弹性水平整体偏低，标准差为0.359，不同企业间的财务弹性水平差异也较大。控制变量方面，企业的规模均值为21.777，标准差为1.213，我国上市企业的规模比较均衡，差异不大。未来投资机会TQ的均值和中位数分别为18.339和18.478，从总体上看，上市企业具有良好的投资机会。自由现金流CFO的最大值和最小值分别为0.255和-0.210，相差较大，说明有些公司具有很强的自由现金流，而有些公司则严重缺乏自由现金流。企业的成长性、盈利能力和经营风险的均值分别为0.202、0.071和0.031，说明在样本期间内上市企业的整体业绩较好，但也存在一定的经营风险。公司治理变量中，第一大股东持股比例的均值和中位数分别为0.357和0.338，说明50%以上的企业第一大股东持股比例超过了三分之一，具有较高的股权集中度。第二至第十大股东持股比例FH的均值和中位数均为 0.147和 0.148，说明超过一半的企业，其股权制衡度低于20%，相对较弱。

新婚燕尔（“燕”通“宴”）,“宴”在《说文解字》中解释为“宴，安也，从宀，宴声。”可以看出“宴”的本义是安逸、安闲。后来引申为愉快、快活的意思。“燕”的意思是燕子。这两个字无论从字形还是从词义上讲都毫无联系，但是由于它们的读音相同，所以用作通假字，“燕”通“宴”。例如《诗经·邶风·谷风》“燕儿新婚，如兄如弟”。最开始指的是被抛弃的妻子诉说原来的丈夫再婚并与新娶的妻子欢乐的样子，后来与之前的意义相反指的是新婚时快乐的样子。

 

表2 各主要变量的描述性统计

  

variable N mean sd median min max MA_dec 12255 0.368 0.482 0 0 1 MA_sum 12255 0.735 1.507 0 0 26 FFI 12255 0.157 0.359 0.044 -0.237 1.957 SIZE 12255 21.777 1.213 21.648 19.067 25.251 TQ 12255 18.339 1.896 18.478 11.919 22.563 CFO 12255 0.041 0.0780.041 -0.210 0.255 GROWTH 12255 0.202 0.5460.117-0.618 4.073 ROA 12255 0.071 0.1410.073 -0.789 0.484 FIRST 12255 0.357 0.151 0.338 0.088 0.748 FH 12255 0.147 0.185 0.148 -0.518 0.520 RISK 12255 0.031 0.0540.015 0.001 0.434 LOSS 12255 0.094 0.292 0 0 1 STATE 12255 0.560 0.496 1 0 1

 

表3 主要变量的相关系数

  

注：*、**和***表示Pearson相关系数在10%、5%和1%的水平上显著。

 

variable MA_decMA_sum FFI SIZE TQ CFO GROWTH FH RISK LOSS STATE MA_dec 1.000 MA_sum - 1.000 FFI 0.036***0.032*** 1.000 SIZE 0.068***0.091***-0.259*** 1.000 TQ 0.091 0.006 -0.147***0.624*** 1.000 CFO -0.007 -0.007 -0.000 0.030*** 0.197*** 1.000 GROWTH 0.067***0.058***0.027*** 0.054*** 0.042*** 0.021** 1.000 ROA 0.083***0.080***0.071*** 0.184*** 0.207*** 0.228*** 0.227***FIRST 0.019** 0.016* -0.020** 0.263*** 0.166*** 0.055*** 0.061***FH 0.021** 0.014 0.124***-0.136***-0.027***0.030*** 0.011 1.000 RISK 0.014 0.005 0.021** 0.034*** 0.051*** 0.011 -0.003 0.006 1.000 LOSS -0.076***-0.052-0.097***-0.112*** -0.162 -0.134***-0.144*** -0.023***-0.114*** 1.000 STATE 0.038***0.022**0.166***-0.332***-0.175***-0.050*** 0.021** 0.249*** 0.008 -0.025***1.000 ROA 1.000 0.117***0.028***0.112***-0.543***0.009 FIRST 1.000-0.323***0.033***-0.079***-0.225***

 

表4 财务弹性对企业并购动机的影响

  

注：括号内为对应的z值；*、**和***分别代表0.1、0.05和 0.01的显著性水平（下同）。

 

variable (1) (2) (3)FFI 0.203***(3.95)0.171***(2.77)SIZE 0.060***(2.75)0.231***(4.21)-0.001(-0.04)TQ 0.087***(6.41)0.147***(9.16)CFO -0.980***(-3.79)-1.008***(-3.77)GROWTH 0.173***(4.93)0.479***(2.61)FIRST 0.063(0.46)0.155***(4.32)ROA 0.633***(3.48)-0.033(-0.23)FH 0.115(1.04)0.038(0.31)RISK 0.000(0.06)0.001(0.11)LOSS -0.262***(-3.16)-0.303***(-3.60)STATE 0.219***(5.19)0.287***(6.38)Industry no no control Year no no control Constant -0.573***(-27.92)-3.687***(-9.36)-3.001***(-6.86)Observations 12255 12255 12255 Wald chi2 15.46 276.35 429.70 Pseudo R2 0.001 0.017 0.026

2.主要变量的相关性分析

并购交易作为企业的外部投资活动，具有一般投资的共性，在不同的外部环境下，财务弹性对并购投资发挥的效应也会有所差异。当外部环境不确定性越大时，企业的财务弹性对并购动机和并购频次的影响相对更大；反之则亦然。基于以上分析，文章提出第二个研究假设：

3.回归结果

（1）财务弹性与并购决策的实证结果

 

表5 财务弹性对并购频次的影响

  

variable (1) (2) (3)FFI 0.168***(3.39)0.254***(5.09)0.154***(2.73)SIZE 0.121***(5.22)G OWP 0.075***(3.11)TQ 0.061***(4.13)-0.690***(-2.71)ROWTH 0.102***(4.02)0.108***(7.05)CFO -0.863***(-3.35)0.659***(3.24)FIRST -0.069(-0.52)0.076***(2.95)ROA 0.952***(4.46)-0.128(-0.92)FH 0.087(0.84)0.129(1.17)RISK -0.006(-0.84)-0.005(-0.74)LOSS -0.060(-0.67)-0.108(-1.19)STATE 0.181***(4.49)-3.774***(-8.74)bservations 12255 12,255 12,255 ald chi2 11.52 230.21 433.22 seudo R2 0.001 0.023 0.037 0.239***(5.41)Industry no no control Year no no control Constant -0.336***(-16.61)-4.284***(-10.96)

表 4 的(2)列是在(1)列基础上加入企业特征和公司治理变量进行回归检验的结果。结果显示，财务弹性与并购动机的回归系数为0.231，在1%的水平下显著，这验证了假设H1，财务弹性越高的企业，实施并购的动机越大。控制变量中，企业规模SIZE与并购动机在1%的水平下显著为正，企业规模越大，资金约束越小，实施并购的可能性越大。成长性和盈利能力与并购动机在1%的水平下显著为正，而是否亏损与并购动机显著负相关，这说明成长性和盈利能力好的企业更可能实施并购活动。投资机会TQ与并购动机正相关，而自由现金流CFO与并购动机负相关。这说明未来投资机会和内部现金流也是企业实施并购决策时考虑的重要影响因素。而公司治理变量对并购动机的影响不明显，产权性质STATE与并购动机在1%的水平下显著正相关，在我国特殊的产权制度背景下，非国有企业将并购活动作为实施战略扩张、不断成长的重要方式。

2013年，是安徽水利大投入、大建设、大发展取得显著成效的一年，全省水利系统坚持以党的十八大精神为指导，深入贯彻中央治水方针，大力实施“水利安徽”战略，各项水利事业延续了良好的发展态势，完成水利建设投资再创新高，为打造“三个强省”、建设美好安徽提供了有力支撑和保障。

新型SPAD器件的I-V特性曲线如图2所示，得到的雪崩电压仿真值约为37.1V。图3为在过偏压3V、温度20℃下的SPAD器件的二维电场仿真分布图。图中区域1为主雪崩区，电场分布均匀，场强约为3.89×105V/cm，雪崩区结深约为3μm，雪崩区宽度达到1μm，可以明显提高对近红外短波光子的探测响应；区域2和 3为深N阱内部的两个对称环状的次雪崩区，在结深方向大概有2μm分布深度，电场强度约为2.23×105V/cm，有利于提高中短波光子的响应，拓宽器件光谱响应范围。

另一些学者认为，企业也可以通过保持低财务杠杆来获取并购资金。Morellec&Zhdanov(2008)建立动态并购模型，就财务杠杆、市场时机与并购条款等因素对并购交易活动的影响进行了研究，结果发现财务杠杆是其主要影响因素，财务杠杆较低的收购方在并购竞标中更易成功。Almazan等(2010)通过研究也发现，拟并购企业保持较低的债务比例往往有利于在未来获得并购机会，同时这种现象在高科技或高成长性地区的企业中更加明显。

表5报告了财务弹性和并购频次的回归结果。因并购频次属于计数变量，故对设定模型进行泊松回归(Poisson)检验。其中，(1)列是财务弹性与并购频次直接回归的结果，可以看出财务弹性与并购频次在1%的水平下显著正相关。在(1)列基础上加入企业特征和公司治理变量进行回归检验，(2)列结果显示，财务弹性与并购频次的回归系数为0.254，在1%的水平下显著，这也验证了假设H1，财务弹性水平越高的企业，实施并购的频次也越高。(3)列是在(2)列的基础上考虑了年度和行业的影响，可以看出模型的R方从

表4报告了财务弹性和并购动机MA_dec的回归结果。基于因变量并购动机MA_dec是0～1虚拟变量，故对设定模型进行Logit回归检验。其中，(1)列是财务弹性与并购动机直接回归的结果，可以看出财务弹性与并购动机在1%的水平下显著呈正相关关系。0.023提高到了0.037，即在考虑了年度和行业的影响之后，模型的拟合优度得到了显著的提高，而财务弹性与并购频次仍然在1%的水平下显著正相关，这也再次验证了假设H1。以上实证结果充分表明，财务弹性储备水平会直接影响企业的并购投资决策，较高的财务弹性水平有利于缓减并购融资约束。

（2） 基于环境不确定性的分组实证检验

文章以上市企业近三年净利润率的标准离差率CV衡量环境不确定性，并采用三分位数法将样本企业分为高环境不确定组（上市企业的CV值高于环境不确定性三分位数的高分位值） 和低环境不确定组（上市企业的CV值低于环境不确定性三分位数的低分位值），分别对财务弹性和并购动机及并购频次的关系进行回归检验，实证结果见表6。

 

表6 环境不确定下财务弹性对企业并购决策的影响

  

variable (3)低环境不确定(4)高环境不确定FFI 0.144*(1.76)MA_dec MA_sum(1)低环境不确定-0.006(-0.16)0.066(1.42)0.177**(2.22)0.183*(1.74)SIZE -0.024(-0.57)0.144***(5.45)-0.021(-0.22)0.072*(1.85)TQ 0.154***(5.68)0.094***(3.69)CFO -0.619(-1.32)-0.753*(-1.73)-0.186(-0.39)(2)高环境不确定0.032(0.63)-0.575(-1.40)GROWTH 0.185***(2.83)0.041(1.09)ROA 0.249(0.98)0.784**(2.48)0.598*(1.92)-0.565***(-2.61)FH 0.158(0.80)0.244(0.79)FIRST 0.061(0.24)-0.561**(-2.39)0.063(1.25)0.264(1.28)0.008(0.03)-0.092(-0.48)-0.003(-1.13)0.015(1.11)0.032(0.18)RISK 0.002(0.92)-0.020(-1.27)LOSS -0.159(-1.32)-0.360***(-2.76)-0.057(-0.41)-0.147(-1.10)STATE 0.173**(2.19)0.234***(3.32)Industry control control control control Year control control control control Constant -3.244***(-4.32)0.256***(3.46)-2.960***(-4.18)0.226***(2.76)0.110***(3.80)-4.119***(-5.29)-3.003***(-4.53)Observations 4024 4169 4024 4169 Wald chi2 137.68 128.94 183.11 182.57 Pseudo R2 0.026 0.023 0.046 0.035

 

表7 财务弹性中位数度量法

  

variable MA_dec MA_sum(1)行业中位数(2)年度中位数(4)年度中位数FFI 0.133***(3.06)0.111***(2.59)SIZE 0.001(0.04)0.132***(2.94)0.153***(3.72)-0.001(-0.02)0.077***(3.15)TQ 0.145***(9.06)0.085***(3.46)0.106***(6.90)0.144***(9.05)-1.034***(-3.91)-0.758***(-3.03)GROWTH 0.162***(4.49)0.107***(6.98)CFO -1.031***(-3.90)-0.761***(-3.05)0.161***(4.46)0.081***(3.08)ROA 0.531***(2.91)0.083***(3.13)0.531***(2.90)0.670***(3.39)FIRST -0.043(-0.30)0.671***(3.36)-0.138(-0.99)FH 0.027(0.23)-0.037(-0.26)-0.161(-1.17)0.100(0.91)RISK -0.000(-0.01)0.082(0.75)-0.006(-0.86)-0.000(-0.01)0.029(0.25)-0.105(-1.19)STATE 0.266***(6.00)-0.006(-0.83)LOSS -0.289***(-3.48)-0.292***(-3.51)-0.094(-1.07)0.265***(5.98)0.229***(5.23)0.233***(5.33)Industry control control control control Year control control control control Constant -2.996***(-6.90)-3.798***(-8.84)Observations 12528 12528 12528 12528 Wald chi2 438.76 438.06 448.46 445.37 Pseudo R2 0.026 0.026 0.038 0.038-2.970***(-6.85)(3)行业中位数-3.934***(-9.14)

由(1)和(2)列可知，不同的外部环境下财务弹性对并购动机因素往往不能进入模型中，从而会产生遗漏变量问题。因此，的影响差异显著。具体地，在高环境不确定组，财务弹性FFI和并购动机的回归系数为0.177，且在 5%的水平下显著，而在低环境不确定组，其回归系数减小为0.144，显著性水平下降为10%。由(3)和 (4)列 可知，不同的外部环境下财务弹性对并购频次的影响也不同。具体地，在高环境不确定组，财务弹性FFI和并购频次的回归系数为0.183，且在10%的水平下显著，而在低环境不确定组，其回归系数减小为-0.021，且不再显著。综合表4、表5以及表6的研究结果，可以得出如下结论，企业储备的财务弹性水平越高，其发动并购的动机越大，并购的频次也更高，即合理的财务弹性储备，能够有效地缓减企业实施并购投资时的融资瓶颈，而且这种缓解效应具有显著的外部环境特性。该研究结论为理解环境不确定性下财务弹性对企业并购投资决策的作用机理提供了新的经验证据。

 

表8 不同面板模型的内生性检验

 

（1） 被解释变量

4.稳健性检验

文章的贡献主要有：一是在理论上，结合外部环境因素实证检验了财务弹性对企业并购投资决策的影响效应，拓宽了企业并购投资领域的研究视角，也丰富了财务弹性理论的相关研究。二是在实践上，从微观层面指导企业全面客观地认识和理解财务弹性，以做出科学、合理的储备策略，从而有效地实施并购战略投资，使企业实现外延式的跨越发展。宏观层面上，为国家制定相应的经济政策提供有意义的参考和借鉴。政府部门应该加快金融体制的改革步伐，出台有效的政策措施，为企业提供良好的融资环境，从而促进实体经济的健康发展。

（1）财务弹性中位数度量法

充分利用信息化技术手段提高建筑工程质量监管成效………………………………………………………… 汪飞（6-213）

借鉴陈红兵、连玉君(2013)对财务弹性的中位数度量方法，进行稳健性检验，具体地，结合企业现金持有和财务杠杆指标，分别以现金持有量和财务杠杆的行业中位数及年度中位数为基准，将高现金持有且低财务杠杆的企业界定为财务弹性企业，FFI取值为1，否则取值为0，回归结果如表7所示。其中(1)和(2)列是财务弹性与并购动机的检验结果，(3)和(4)列是财务弹性与并购频次的检验结果，可以看出，无论采用行业中位数还是年度中位数，企业财务弹性与并购动机及并购频次均显著正相关，上述结果说明财务弹性水平越高的企业，它实施并购的动机越大，并购频次也更高，与前文的研究结论相一致。

（2）面板效应模型的重新检验

以面板数据为对象进行研究时，某些个体效应和时间效应研究对并购决策和并购频次分别进行固定效应和随机效应模型检验，实证结果如表8所示。由检验结果可知，无论在固定效应还是随机效应模型下，财务弹性与并购动机及并购频次均呈显著的正相关关系，Hauseman检验在1%的显著性水平下拒绝原假设，故应选用固定效应模型。

五、主要结论、研究不足和实践意义

1.主要结论

文章选取我国沪深上市公司2008-2016年间的并购事件及相关财务数据，运用Logit和Poisson回归方法，实证检验了财务弹性对企业并购投资决策的影响效应。研究发现，财务弹性水平越高的企业，其发动并购的动机越大，并购的频次也更高。同时考虑外部环境变化的影响，文章区分环境的不确定性，对财务弹性和并购决策的关系进行了分组实证检验，研究发现当环境不确定性越大时，企业储备的财务弹性对并购决策的正向作用更明显。该研究结论表明，合理的财务弹性储备，能够有效地缓减并购交易的融资瓶颈，同时财务弹性对并购投资发挥经济效应时，具有一定的外部环境特性。文章的研究结论为理解财务弹性对企业并购投资决策的作用机理提供了新的经验证据，在理论上拓宽了企业并购投资领域的研究视角，同时也丰富了财务弹性理论的相关研究。

2.研究不足

文章通过实证研究得到了一些有益的结论和启示，但是在变量度量、样本筛选及克服内生性等方面存在一些不足。

（1） 变量度量方面

关于财务弹性的度量，文章参考现有学者们的主流做法，采用现金弹性和负债弹性结合法度量企业的整体财务弹性，并以行业中位数和年度中位数法下定义的财务弹性虚拟变量，进行稳健性检验。尽管依据我国资本市场的实际情况，我国上市企业大都不具有权益弹性，但是文章只考虑现金弹性和负债弹性两个方面，而排除了权益弹性的作用，会造成企业整体财务弹性的度量不够全面。随着我国资本市场的不断发展，股权融资的市场化环境逐渐形成，在获取财务弹性方面，企业将拥有更多的自主权，未来权益弹性的度量问题亟待解决。

（6）出口国生产率 （ln pro）对中国机械运输设备出口的扩展边际为负，对数量边际和价格边际的影响显著为正。可能的解释是：就中国而言，制造业生产率的提高对出口集约边际 （数量和价格）的提高更具有解释力，企业生产率的提高主要目的在于提高出口量，近年来也开始注重产品质量的提高，却从某些程度上抑制了企业多元化生产结构的提升。

（2） 样本选择方面

这个人骂了一句，扔掉那支空枪。他一面拖着身体站起来，一面大声地哼哼。这是一件很慢、很吃力的事。他的关节都像生了锈的铰链。它们在骨臼里的动作很迟钝，阻力很大，一屈一伸都得咬着牙才能办到。最后，两条腿总算站住了，但又花了一分钟左右的工夫才挺起腰，让他能够像一个人那样站得笔直。

文章以上市公司作为研究样本可能存在一定的局限性。相对于深沪两市的上市公司，非上市公司在成长过程中面对的融资约束问题更为严重，公司治理也更加不规范，它们的资金重构能力可能更弱。因此，完全以上市公司作为研究的样本，不能完全代表特定环境下的所有公司，非上市公司成长过程中的财务弹性储备问题也将成为未来的研究方向。

（3） 内生性问题

坚持生态优先 构建海河流域水资源保护与河湖健康体系………………………………… 林 超，郭 勇，李文君(13.52)

护理后,两组共13例患者对护理工作不满意,其中观察组1例对照组12例,这表示人性化护理确实能提高满意度,与常规护理差异有统计学意义(P<0.05),见表2:

文章研究财务弹性对企业并购决策的影响，实际上，企业并购投资机会的出现，也可能会促使企业储备较高的财务弹性水平，这种相互影响的关系导致实证研究中存在内生性问题。尽管文章在设定模型中，使用了滞后一期的财务弹性作为主要解释变量，在稳健性测试中，采用面板效应模型试图控制内生性问题，但不可否认，内生性仍然是影响结论合理性的重要因素。

3.实践意义

当前在我国经济转型时期，资本市场发展不完善，相关法律制度不健全，面对外部融资约束以及未来环境的不确定，文章的研究结论具有一定的实践指导意义。微观层面上，企业要全面客观地认识和理解财务弹性，做出科学、合理的储备策略，以应对不利冲击和把握有利的投资机会。宏观层面上，政府应该加快金融体制的改革步伐，出台有效的政策措施，如鼓励建立信用评级体系，破除不合理的信贷评价格局，以拓宽债务融资渠道；不断完善股票市场的建设，培育以新三板和区域股权市场为代表的多层次资本市场，以拓宽股权融资渠道。这样可以使企业在财务政策的选择上具有更大的灵活性，也可以使企业储备的财务弹性发挥更大的作用。此外，国家在制定经济政策时，应尽可能保持产业、金融等宏观政策的连贯性和前瞻性，以降低政策的不确定性给企业带来的融资约束。

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