【并购重组对我国企业出口影响的实证分析12000字（论文）】

并购重组对我国企业出口影响的实证分析摘要并购重组是指两个以上的公司合并，组成一个新的公司或彼此持有股份。一般是指企业在市场机制的作用下，为了获得其他企业的控制权而进行的产权交易活动。现阶段我国学术界主流研究方向在并购重组对企业整体绩效的影响上，对于细分领域并购重组对于出口的影响还未涉及。本文在HiroshiOhashi和YutaToyama等学者对于并购重组在封闭市场和开放市场影响的经济学分析基础上，使用2010-2019年Wind数据库中国四千余家上市公司的数据，对中国上市公司出口利润净增长率进行测算。同时以虚拟变量并购重徐（Merge）作为关键解释变量，并选取企业年龄（AGE）、研发支出强度（RD）以及企业生产率（LFTP）等控制变量，构建面板数据模型进行回归分析；发现从整体回归来看，国内并购重组对于出口有显著的积极影响；在深入探讨并购重组对出口影响机制后得出结论，短期内并购重组通过重新整合公司资源进而促进出口，因为门槛、滞后以及资源分配效应，研发支出对出口的促进作用即期不显著。本文进一步分行业研究了并购重组对于出口绩效的影响，发现除饮食家居行业外，其他行业并购重组都有显著的促进作用。本文据此提出了政策建议，认为政府应积极引导优质并购重组，特别是饮食家居行业外的公司并购重组，鼓励企业通过并购重组，提高企业国际竞争力，从而实现“走出去”以及产业升级的国家战略目标，对于企业决策者，本文认为企业管理层应该积极寻找并购重组的机会以提高企业效率，同时短期内不要过高期望研发支出对于企业出口的促进作用。关键词：并购重组出口研发支出企业生产率目录TOC\o"1-3"\h\u32222并购重组对我国企业出口影响的实证研究 41913一、绪论 418428（一）研究背景及意义 420007(二)研究创新与不足 51405二、文献综述及理论机制 624362（一）并购重组对企业绩效的相关研究 631621（二）并购重组对企业跨国经验活动影响的相关研究 628928（三）企业出口影响因素的相关研究 77391（四）并购重组影响企业出口的机制分析 828798三、实证模型构建、数据来源与关键变量衡量 915197（一）实证模型构建 926430（二）数据来源 925876（三）关键指标衡量 9128871.被解释变量 10216782.关键解释变量 10296843.其他控制变量 10218074.变量的描述性统计 1216007四、实证分析 1215570（一）基本回归结果 1211945（二）稳健性检验 1432752（三）异质性分析 154326五、结论与政策建议 169235（一）研究结论 1623305（二）政策建议 1823712参考文献 19一、绪论（一）研究背景及意义企业并购一般来讲是指一企业通过一定方式，取得另一家企业的经营控制权的一种活动。主要的并购方式有横向并购、纵向并购和混合并购。并购作为市场经济条件下的一种企业行为，是企业发展壮大的重要方式。企业的成长可以通过内部成长和外部扩张两种战略来实现。通过并购这一方式，可以调整产业结构，改变公司规模，企业得以快速成长和发展。随着国内并购市场的逐渐成熟，国内战略性并购交易发生强劲增长，这主要是因为经济转型、部分行业整合(虽然处于发展初期)、重组和延伸增长;另一方面，外国投资者在华交易基本稳定，较上年同期略有下降。下面对我国企业并购的现状进行分析：首先，我国并购的交易额持续上升。在国内外市场竞争的压力下，我国并购发生的频率日趋活跃。因为企业想要获得更大的规模经济或者实现企业的发展战略规划。近十年来，中国企业并购交易额在全球并购总额中占有很大比重。然而，尽管如此，中国仍然缺乏一个规范的中介结构来帮助中国企业进行成功的并购。同时，员工安置和财务风险等问题也可能发生。其次，外资并购意愿强烈。随着中国经济的快速发展，汽车、通讯、旅游、住房等热点需求的上升以及产业结构的不断优化，吸引了众多全球投资者的关注，他们认为中国是最具吸引力的直接投资目的地。因此，这也促进了我国并购的发展。但与此同时，企业文化的冲突和管理模式的差异等问题也浮出水面。最后，我国企业并购是多元化的。由于中国的并购在交易市场上经历了几十年的发展，其并购方式与过去相比也取得了较大的进步，出现了多种多样的并购方式。随着国内外并购的不断发展，将会有更多的创新并购方式。然而，我国政府过度干预和法律法规不完善逐渐成为亟待解决的问题。中国市场已成为世界经济发展的重要引擎。我国企业并购的现状表明，大多数企业已经正确认识了自己，认真科学地制定并购战略，依托“走出去”的战略平台，高水平参与国际分工与合作，提升中国企业在全球价值链中的地位。当今社会，资源(人力、物力、财力)日益紧缺，这成为了企业管理的主要对象，也就导致了企业对资源占有的排他性和资源管理的长期性，再加上自然资源的不可再生性，导致资源短缺问题日益突出。这需要企业充分利用存量资源以及整合资源的方式,以提高资源的使用效率和输出效率,从而实现企业资源的优化配置,实现资源共享,实现强者与强者的联盟。本文旨在通过实证分析探究国内企业并购对于其出口量的影响，深入研究并购给企业带来的影响，并为企业决策，政府决策提供建议。(二)研究创新与不足首先，本文在HiroshiOhashi和YutaToyama研究基础上对并购重组对企业出口的影响进行了机制分析，并对可能出现的结果一一进行归纳总结，因此本文有着坚实的经济学理论基础。其次，本文首次构建了企业出口影响因素的分析模型，包括企业年龄、劳动生产率、研发投入等控制变量，也包括关键解释变量并购重组。最后，本文对模型进行了稳健性检验和异质性分析，根据企业的所属行业对企业进行分组，进一步研究行业类型对并购重组出口绩效的影响。但是，本文也存在诸多不足之处，在数据的搜集中，尽管引用了Wind数据库中四千余家上市公司的数据，但是因为很多公司在数据上都有缺失，实际上有效样本数量仅两千余家；在模型构建上，本文选用影响程度较大的几个变量，并不能全部覆盖可能对出口绩效产生影响的全部因子。文献综述及理论机制并购重组对企业绩效的相关研究国外研究:并购重组对企业绩效的影响并不确定。SumitK.Majumdar等研究了本地企业并购重组事件，对企业并购重组产生的经营绩效进行分析，发现企业并购重组对企业成长产生了不利影响。A.T.Kearney研究了1998-1999年两年间120组并购重组事件，发现超过半数的公司因为资源整合失败而兼并收购失败，大约1/3公司主动应对风险，极少数公司在并购重组中获得正收益，近2/3公司未获得正收益。HyunKyungChatfield、ColinD.Ramdeen和MichaelC.Dalbor（2011）分析了美国餐饮行业前20年197个并购重组案例，发现并购重组对企业绩效产生超额收益。国内研究：按照时间线，李汉君等（2013）分析了2003-2008年5年间60个并购案例，选择了营运组织能力、成长能力、偿债能力以及企业盈利能力等参数，进行实证研究。孙健、刘铮（2013）分析了2006-2008年3年间代表性上市企业，发现并购重组对当年绩效有促进作用，长期无促进作用。并购重组对企业跨国经验活动影响的相关研究目前，关于并购对企业出口量影响的文献较少。学者们通常用企业利润增长率、销售增长率、出口集中率等指标来衡量企业和行业的出口竞争力，并讨论并购重组对出口量的影响。MishraPulak和JaiswalNeha(2012)通过分析印度制造业企业，发现企业采用并购重组方式提高了出口竞争力，这和Beena(2008)对印度医疗保健行业并购重组的研究结果相一致。不过，MishraPulak(2012)的研究也表明并购重组虽然给企业带来了垄断力量，但是减少了国内竞争企业的数量，降低了运行效率，从而降低了国际竞争力。HiroshiOhashi和YutaToyama提出了一种新的估计模型，检验韩国汽车行业国内兼并对出口的影响。该模型表明，兼并对某车型出口的影响取决于该车型兼并前的出口状况（是否出口，出口规模）。合并提高了效率，增加了兼并前已出口车型的出口量，抵消了合并后未出口产品的国内市场力。本文将该模型应用于1998年韩国现代汽车与起亚汽车横向合并的案例。与现代和起亚在合并之前都以出口为导向的事实相吻合，该论文发现，两者兼并扩大了出口量，同时提高了国内价格，从而导致总剩余减少。（三）企业出口影响因素的相关研究企业出口影响因素有很多，主流文献包括研发支出，企业生产率等因素。研发支出：魏楚等人（2015）研究工业部门企业发现日常性研发能显著促进经营绩效。寇宗来和高琼（2013）研究表明企业的市场份额越大，研发积极性越高，研发具有一定的规模经济。喻雁（2014）通过研究2010到2012年中国三年间创业板的上市公司，发现研发支出与企业经营绩效成负相关关系。陈建丽等人（2015）研究发现，研发活动当期，因为过高研发费用会对当期利润带来显著负面影响。生产率：根据企业异质性理论，企业出口与企业生产率相关度很高，且存在门槛效应。生产率高的企业才能克服关税带来的额外成本，出口到国外市场。相反，生产率低的企业，只能在国内销售其产品。在这种门槛效应下，形成了企业出口格局。部分国外文献对企业生产率对出口绩效的影响进行了检验。Wagner(2002)研究了德国上市企业，发现非出口企业的工资，就业和生产率均显著低于出口企业。Kiyota(2006)和Kimura研究了日本1994到2000年六年间的两万余家企业，发现出口企业存在明显的出口学习效应，非出口企业生产率显著低于出口企业。很多国内文献也同样检验了企业生产率对企业出口的影响。不过研究结论确有分歧。主流研究结论仍支持出口企业生产率显著高于非出口企业。如唐宜红和林发勤（2009）运用2005年的工业普查数据来检验异质性企业理论在中国的适用程度。研究表明适用性较好，生产率越高的企业越容易出口，股权性质上中外合资企业和区位上东部企业更容易出口。也有少数学者反驳了此结论，提出了“出口—出口悖论”。李春顶和尹翔硕（2009）研究了1998到2007十年间中国工业企业数据，表明有很多细分行业非出口企业生产率普遍高于出口企业的生产率，并且企业出口与生产率呈现负相关。因此，企业生产率到底对企业出口产生何种影响，存在怎样的相关关系，也是本文的一研究对象。并购重组影响企业出口的机制分析本文引用HiroshiOhashi和YutaToyama对封闭市场和开放市场的经济学分析。兼并前，假定边际成本都相同，所销售的产品具有差异性特征。需求曲线随价格提高减少，对市场的垄断程度决定了国内边际收益曲线。在不出口情况下，MC为边际成本，MRH为边际收益，两者相等时取得均衡点。不过实际为开放市场，MRF为出口带来的边际收益，会高于MRH曲线，新均衡点会封闭均衡点上方，从而决定了出口额的数量以及国内价格（和销售量相关）。若竞争厂商增加,MRH左移，将改变了国内与国外产品分配数额，但是并不改变总产量。公司兼并后，对市场垄断力量增强，企业效率提高，MC曲线会向下移动。合并的结果取决于该产品的出口情况。合并前该产品未出口，存在两种情况。一方面，如果合并产生的效率收益很大，使得合并后MRF高于新均衡点，则此类产品将出口。另一方面，如果合并后MRFj保持在MRHj∗和MCj∗之间的交点以下，则该产品不会出口。与封闭经济中的国内合并类似，合并对国内价格的影响是不确定的，取决于合并中市场垄断程度或效率收益中的哪一个占主导地位。对于合并之前已经出口的产品，结果是不同的。对市场垄断程度增强使国内销售减少，从而提高了国内价格。与此同时，合并带来的效率将出口量扩大。合并带来的效率只提高出口量，而不会降低合并在国内市场上产生的市场垄断程度。以上理论分析证明，兼并收购对于已出口的产品以及部分未出口的产品均可增加出口量，兼并收购拓宽了经营边界，可以充分利用大企业的垄断优势，增加企业控制权，扩大企业的规模效应，从而提高效率，是产品更具有竞争力，根据企业异质性理论，从而有利于公司出口，所以本文作出假设：国内企业并购整体上可以显著促进出口。三、实证模型构建、数据来源与关键变量衡量（一）实证模型构建企业并购重组后，要经历一段时间才会对企业产生影响，包括对企业出口的影响。所以并购重组发生的t-1时刻，取t时刻海外销售毛利率增长率ΔGPMi,t为被解释变量，即可以解决解释变量相对于被解释变量滞后一期产生的内生性问题，也更恰当地描述了兼收并购对出口量的影响。同时，为减弱模型中存在的异方差与反映变量间的弹性关系，将模型中的被解释变量、关键解释变量以及控制变量取对数回归，具体模型如下：lnΔGPMi,t=α+β0MERGEi,t-1+β1lnRDi,t-1+β2lnLTFPi,t-1+β3lnAGEi,t-1+ui+vt+εi,t(1)其中，下标t-1,t代表年份，而i代表企业。ΔGPMi,t为因变量，表示海外销售毛利率增长率；MERGEi,t-1为关键解释变量，如果主并购方发生并购（并购的甲方为主并购方），取值为1；否则为0。另外通过查阅文献发现，大多数研究认为企业研发支出强度（RD）、企业生产率（LTFP）等变量会对出口量产生影响，因此本文主要使用企业年龄、企业研发支出强度与企业生产率作为控制变量，分别对应式（1）中AGEi,t-1、RDi,t-1与LTFPi,t-1。α、β0、β1、β2、β3是需要被估计的系数；ui、vt分别表示个体与时间固定效应，即控制企业与年份的固定效应，εi,t为随机误差项。（二）数据来源本文选取2010-2019年我国的4242个主要上市公司的面板数据，对海外销售的毛利率增长率实证研究。为了削弱极值数据对回归结果施加的影响，本文采取了剔除样本2%极小值和2%极大值的策略。且行业类型方面涵盖了TMT行业、医疗保健行业、家居饮食行业、化工材料和机械汽车行业，从而样本比较具有代表性。（三）关键指标衡量1.被解释变量对于出口量指标的衡量，在国内外的主流文献中，有两种最常用的方法。股票投资收益法和采用会计数据来进行比较分析（Parrino和Harris,1999）。第一种办法是在并购重组事件发生后，通过计算股价的变动程度来衡量。这种方法直接反映的是对于整个企业带来的影响，难以恰当反映对企业出口带来的影响。而且我国证券市场发展尚不完善，和欧美等发达国家还有很大的差距，将此方法运用于我国证券市场存在较大的误差。（吴世农，1996）考虑到信息不对称型以及监管缺失，大部分投资者心理尚未成熟等特点，这使得我国股价很容易受到人为干扰。通常在某一个并购重组发生前，或者还在并购重组预期阶段，股票价格就发生剧烈波动。第二种办法采用会计数据来进行比较分析，相对于第一种办法，财务数据也存在受人为干扰的可能性，不过长远来看，并购重组对企业的影响都会反映到财务报表上，中国的上市企业财务报表英语数据具有较强的含量（陈晓等，1999），能够客观反映并购重组对企业的影响，包括出口量等基本信息。因此，本文选择这种办法来衡量并购重组对企业出口的影响。对于上市公司的出口特征，本文着重研究并购重组的上市公司在海外营业销售状况，进而研究并购重组对公司出口的影响程度。对比第一种办法，考虑到数据可获得性以及与研究主题的拟合程度，本文采用主并购重组上市公司海外销售毛利率净增长率指标，计算公式为：ΔGPMi,t=[(GPMi,t－GPMi,t-1)/GPMi,t-1]*100%ΔGPMi,t为海外销售毛利率净增长率；GPMi,t为并购下一年的海外销售毛利率；GPMi,t-1为并购当年的海外销售毛利率。2.关键解释变量对于并购的衡量。本文主要运用Wind并购重组数据库中的数据。包括2010-2019年十年间四千余家并购重组上市公司。本文将并购重组做了如下规定和处理。首先，只保留了并购成功的样本，剔除了暂停、中止以及失败的样本；其次，如果当年内发生了两次及以上的并购，本文只记为一次；最后，并购用MERGE衡量，该变量为虚拟变量，1表示企业发生了并购，0表示没有发生并购。3.其他控制变量企业研发支出强度（RD）。近年来，我国专利申请量屡创新高，去年成为世界上专利申请量最多的国家。但是，高新技术产品在专利申请方面与发达国家相比还存在一定差距。例如，在医药行业，中国企业往往采取模仿策略，投入较少的资金，在发达国家的药品专利到期后模仿医药行业。因此，中国的医药工业落后于发达国家，处于产品生命周期的末期。如果我国医药行业相关企业加大研发投入，可以大大提高我国企业产品的竞争力，从而促进产品的出口。所以本文将研发投入作为控制变量。具体衡量公式如下：RD=R/YR为当年研究开发支出金额，Y为当年总营业收入。RD是一个相对指标，对于不同规模的企业，研发投入强度可比性较强。本文用总营业外收入来平减规模效应。（1）企业生产率（LTFP）国内外文献中主要有两种计算方法：近似全要素生产率(ATFP),(RiesandHead,2003),计算公式为ATFP=Ln(Q/L)-sLn(K/L)其中，Q表示产出、L表示投入的劳动、K表示投入的资本，s表示生产函数中资本的贡献度，取值为0-1，s=0表示生产率等于劳动生产率，s=1表示生产率为资本生产率（Q/K）。此方法吸取了“索洛残值法”的精髓，兼顾了集合参数的有点并且方便计算。不过，缺点是s值具有很高的不确定性，不同文献赋值具有很大差异性。Johes和Hall(1999)赋s值为0.33，而赵志耘等（2006）赋s值为0.56，这就导致了回归结果的偏差。（2）近似劳动生产率LFTP（李春顶，2010），计算公式为LFTP=Ln(Q/L)其中Q表示企业的总营业收入，L表示企业的劳动者人数。此方法的优点是适合大样本微观数据。所以，本文采用近似劳动生产率指标来代表企业生产率。4.变量的描述性统计关于上述关键指标的衡量，表1给出了相应变量的描述性统计结果。具体包括，基本回归中被解释变量海外销售毛利率净增长率ΔGPMi,t，关键解释变量并购指标MERGE，控制变量企业年龄AGE、企业研发支出强度RD以及企业生产率LFTP。五列数据为样本容量、平均值、标准差、最小值与最大值：变量名称NMinimumMaximumMeanStd.DeviationGPM2470-1.161267.031.1428.78MERGE424201.07.26RD4239.006LFTP3963.00.00.00.00AGE4242566226.1ValidN(listwise)2330表1描述性统计结果四、实证分析（一）基本回归结果本文使用普通最小二乘法对面板数据模型进行基本回归分析。首先对模型进行Hausman检验，结果显示方程应使用固定效应模型进行回归。具体逐步回归结果如表2所示：表2基本回归结果变量名称ΔGPM(1)ΔGPM(2)ΔGPM(3)ΔGPM(4)Merge0.321**(2.098)0.342**(2.354)0.281**(1.981)0.196**(2.484)LnRD-0.118*(1.769)-0.127(1.838)-0.198**(2.061)LnLFTP0.176*(1.199)0.219*(1.766)lnAGE0.197**(2.061)Constant0.35*(1.841)0.64*(1.681)0.57**(1.983)0.71**（1.876）Observations2330233023302330R-squared0.0870.1390.1520.289CooperationFEYESYESYESYESYearFEYESYESYESYESt-statisticsinparentheses***p<0.01,**p<0.05,*p<0.1由表中（1）、（2）列的结果可知，关键解释变量是否发生并购（MERGE）与控制变量研发支出强度（RD）回归系数均显著，而列（3）中显示解释变量是否发生并购（MERGE）与控制变量企业生产率（LFTP）回归系数均显著,控制变量研发支出强度（RD）回归系数不显著。由（4）列结果可知，关键解释变量Merge的回归系数在5%水平上显著为正；控制变量LnLFTP在10%水平上显著为正；控制变量LnRD在5%水平上显著为负；控制变量LnAGE在5%水平上显著为正；即并购对于出口量的提高具有显著的促进作用。由列（4）中关键解释变量Merge的回归系数可知，量化来看，并购重组（Merge）每提高1个百分点，出口净利润增长率提高0.196个百分点。控制变量企业生产率（LFTP）、企业年龄（AGE）对出口净利润增长率呈显著的促进作用，量化来看，企业生产率（LFTP）每提高1个百分点，出口净利润增长率提高0.219个百分点；企业年龄（AGE）每提高1个百分点，出口净利润增长率提高0.197个百分点。对于结果中出现的研发支出强（RD）度回归系数不显著，以及回归系数为负值，这表明研发支出强度与出口利润增长率没有明显的相关关系或者有一定程度上的负相关。本文给出的解释原因如下：（1）研发支出的门槛效应。张晓燕对中国创业板上市公司进行研究，实证结果显示研发强度有利于公司提高盈利能力,但是两者之间存在门槛值上下显著的不对称的非线性关系,当研发强度低于门槛值时,提高研发强度能够较大幅度改善公司盈利能力,而当研发强度超过门槛值时,这种促进作用仍然存在但影响程度已经明显减弱。（张晓燕赵艳平，2015）即研发支出与出口利润增长率呈现n型关系，这就造成了统计结果的不显著。研发支出的滞后效应。研发支出对于企业盈利能力的影响往往是长期性的，当期的研发投入极大可能性在若干年以后才有促进作用，李蕊研究了珠三角地区上市公司研发投入对盈利能力的影响，实证结果显示研发投入强度与滞后一期的盈利能力显著负向相关。（李蕊，2020）即研发支出与即期出口间没有显著相关关系。(3)研发支出的资源分配效应。即期研发支出的巨额增加，导致研发部门占用公司过多的资源，出口部门获得资源减少，导致即期出口减少。也佐证了研发支出与出口净利润增长率为负数的结果。（二）稳健性检验为保证回归结果的可靠性与准确性，还需对基础计量模型的回归进行稳健性检验，本文采用两种稳健性检验方法，以检验上述结果的稳定性，具体结果如表3所示：表3稳健性回归结果变量名称ΔGPM（1）SIE（2）ΔGPM（3）Merge0.286***(2.972)0.238**（2.396）0.259***（8.39）LnRD-0.162**(2.379)-0.101**（2.091）-0.182**（2.401）LnLFTP0.384**(2.414)0.269**（2.162）lnAGE0.197**(2.061)0.128**（2.124）0.282***（5.294）LnATFP0.409***（20.632）Constant0.26**（1.989）0.49***（3.964）5.01**(2.018)Observations268023302330R-squared0.3110.2980.274CooperationFEYESYESYESYearFEYESYESYESt-statisticsinparentheses***p<0.01,**p<0.05,*p<0.1在列（1）中，为了检验研究结论的稳定性，采用减少样本规模的方法进行稳健性检验。通过从样本数据中减少2010-2014年不完整的数据，再次进行多元回归分析，得到的实证结果与上述研究结论保持一致。在列（2）中，本文采用改变变量代理的方式，使用出口销售收入（SIE）指标作为被解释变量，替代基础回归模型中ΔGPM这一指标来评价出口绩效，并进行回归。SIE这个指标用于衡量一公司出口销售收入的变化情况，由表3知，得到的各变量系数估计均在5%的水平上显著，且系数估计的符号均与基础回归一致。在列（3）中，本文采用改变控制变量重新进行回归估计的方式检验基础回归模型的稳健性。在原模型的基础上，本次回归用全要素生产率ATFP代替劳动生产率LFTP。通过改变控制变量进行回归的结果可见，关键解释变量与其他控制变量的系数估计仍显著且符号未变，ATFP变量的系数估计也显著为正。异质性分析由于不同行业的并购数量与规模存在较明显的差异，且不同行业具有不同的经营特征，所以这也决定了并购重组对不同行业企业的影响程度不同，因此并购重组对于出口净利润增长率的影响也存在非均衡的可能。于是，本文采用按行业分组回归的方法，将研究样本中的2330个公司按照属于饮食家居、TMT、机械汽车、材料化工和医疗保健分为五组，并分别进行回归分析，结果如表4所示：表4分行业回归结果变量名称饮食家居TMT机械汽车材料化工医疗保健Merge0.067(2.866)0.133***(9.108)0.181***(8.409)0.142***(6.132)0.092***(6.397)LnRD-0.108(0.289)-0.071*(1.811)-0.106*(1.909)-0.138***(4.192)0.021(0.094)LnLFTP0.015*(1.834)0.170**(2.198)0.091**(2.531)0.219*(1.766)0.056*(1.771)lnAGE0.244**(2.339)0.037**(2.475)0.188**（1.990）0.119**(2.011)0.089**(2.500)Constant4.91*(1.766)5.22(0.081)-1.35(-0.229)0.84*（1.891）1.18（1.163）Observations460521606489249R-squared0.1020.1490.1820.0910.152CooperationFEYESYESYESYESYESYearFEYESYESYESYESYESt-statisticsinparentheses***p<0.01,**p<0.05,*p<0.1根据上表结果可知，企业所属行业不同，模型中各变量系数估计的结果与显著性也存在不同。先从控制变量来看，企业年龄（AGE）对于出口净利润增长率的影响在饮食家具、TMT、机械汽车、材料化工和医疗保健都具有显著的正向促进作用，这说明企业年龄与其出口绩效改善具有很强的相关关系；劳动生产率（LFTP）对出口净利润增长率也都具有显著的促进作用，但显著程度在饮食家居，材料化工，医疗保健领域相对较弱；而研发投入（RD）在TMT,材料化工，机械汽车行业都具有显著的抑制作用，主要原因是研发支出的滞后，门槛和资源分配效应，在饮食家居和医疗保健领域研发支出影响不显著，且在医疗保健领域系数为正，因为医疗保健特别是制药行业，研发重要程度很高并且研发支出强度具有连续型的特点。从关键解释变量并购重组（MERGE）来看，除去饮食家居，各行业回归结果的系数估计均显著为正，其中饮食家居行业影响不显著；这可能是由于样本中饮食家居企业相对较少，饮食家居行业并购重组规模与数目相对较小，且饮食家居行业并购带来的资源整合效应相对较弱，不能较大程度提升企业生产率，提高企业运营效率。而在其余四个行业的回归中，从系数估计来看，机械汽车的并购重组对于出口净利润增长的促进作用最大，并购重组每增长1个百分点将促进出口净利润增长率上升0.181个百分点；随后是材料化工，TMT，最后是医疗保健，并购重组每增加1个百分点将分别促进出口净利润增长率上升0.142、0.133、0.092个百分点。五、结论与政策建议（一）研究结论本文在HiroshiOhashi和YutaToyama等学者对于封闭市场与开放市场并购重组影响的研究基础上，使用Wind数据库2010-2019年中国A股全部上市公司数据，对公司的出口利润净增长率进行测算。同时构造关键解释变量（MERGE）以及选取企业年龄（AGE）、研发支出强度（RD）以及企业生产产率（LFTP）等控制变量，构建面板数据模型，在整体层面研究并购重组对于企业出口的影响，并得到下述结论。首先，由基础回归结果可知，关键解释变量是否并购重组（MERGE）对于解释变量出口利润净增长率（ΔGPM）有显著的正向影响，即企业发生并购重组，主并购方出口收益极大可能增长；这意味，宏观上来看，国内企业的兼并收购，利于推动我国“走出去”的经济战略，有利于进一步推进产业分布的全球化，贸易格局的国际化，尽管损失一部分国内消费者剩余，但是极大地增长了生产者剩余，在增加厂商国内利润的同时增加了来自国外消费者的利润；微观上来看，企业的并购重组，利于企业重新整合公司资源，消除外部市场的不确定性，增强其垄断竞争力，更好地发挥公司内部门间的协同作用，从而提高效率，降低成本，增强企业竞争力，进而促进企业的出口。在对控制变量研发支出（RD）和企业生产率（LFTP）的基本回归中，本文发现研发支出对出口利润净增长率的回归系数为负数，且不显著相关。根据前人文献，本文尝试性探究其原因，主要有以下原因。研发支出门槛效应带来的n型曲线关系，研发支出的促进作用呈先增后减趋势；研发支出滞后效应带来的即期影响不显著，研发支出对于出口的促进作用往往若干年后才会显现，周期较长；研发支出资源分配效应带来的即期出口利润增长下降，即期高昂的研发支出费用会占用一部分公司资源，导致与出口相关部门资源分配减少，从而影响即期出口。其次，在根据公司所属的不同行业将公司分组的异质性回归中，本文也发现公司并购重组对出口净利润增长率的影响也存在行业上的异质特征。在TMT、材料化工，机械汽车，医疗保健行业中，国内企业的并购重组会对出口净利润增长率有显著的正向影响；而在饮食家居行业中，国内企业的并购重组会对出口净利润增长率的影响则不显著，而是企业年龄、劳动生产率这些因素主要影响其出口绩效。这表示，国内企业并购重组对其出口绩效的影响，对处于TMT，机械汽车，材料化工，医疗保健领域的企业有重要意义，而对处于饮食家居行业的公司则更需注重其他因素的影响。最后，本文探究了国内并购重组对于出口影响的逻辑机制。并购重组对于出口的影响主要有两条路径，第一条是，并购重组扩大了企业规模，对公司资源重新整合，消除了外部市场的不确定性，以及信息不对称带来的问题，增强了公司垄断竞争力，更好地发挥公司内部门间的协同作用，统一管理，进行资源配置，从而提高效率，降低成本，增强企业竞争力，进而促进企业的出口。第二条是，并购重组扩大了企业规模，相较之前规模，企业可以抽出更多的人力，物力，财力于研发支出，从而提高企业核心竞争力以及企业效率，促进企业的出口。根据本文研究结果，短期来看，第一条路径为主要的传导方式，第二条路径在短期来看效果并不显著，甚至使得即期出口利润增长下降。长期来看，研发支出对出口的影响呈现较高不确定性，本文并未进行研究，不过从经济层面研究，研发支出仍不可忽视，长期往往呈正向效果。（二）政策建议在以上分析的基础上，本文提出下述针对国内并购重组的政策建议。首先，从国家层面看，在控制其他因素的前提下，国内企业的并购重组对企业的出口有积极影响；中国正处于产业结构升级的关键时期，国内出口企业积极进行并购重组将有益于中国的整体经济结构转型，有益于中国企业“走出去”，更深层次地融入全球产业链，参与国际分工。政府应当积极推进优质并购，不应该夸大垄断带来的负面影响，尽管并购重组在一定程度上减少了消费者剩余，但是对于厂商的支持作用不容小觑，特别地，并购重组促进了厂商扩大海外市场。政府对于垄断的监管，应该着重放在并购重组后的企业运营中，而非阻止优质并购的进行。结合目前我国的基本国情，我国急需一批有国际竞争力的大公司，政府应该加大扶持力度，予以相关公司并购重组的指导。从行业层面看，对于公司进行并购重组，政府应更加重视其行业特征；属于TMT，材料化工，机械汽车等行业的公司并购重组对出口绩效有更为显著的促进作用。对于属于饮食家居行业的公司，而更应该注意企业年龄以及劳动生产率；鼓励属于TMT等行业的企业进行并购重组，将有助于改善中国企业的出口绩效，提升中国企业的国际竞争力。其次，从公司层面看，并购重组扩大了企业规模，对公司资源重新整合，消除了外部市场的不确定性，以及信息不对称带来的问题，增强了公司垄断竞争力，更好地发挥公司内部门间的协同作用，统一管理，进行资源配置，从而提高效率，降低成本，增强企业竞争力，进而促进企业的出口。对于急需开拓海外市场的公司，可以考虑采取并购重组的方式快速提高公司实力。同时，对于公司决策层，需要考虑一个重要问题，短期内，研发支出对于公司出口影响并不显著，公司不应该寄予过高期望，尤其是在现金流吃紧的情况下，不宜提高研发支出费用。最后，对于学术界来看。本文的研究表明，并购重组对出口的传导机制主要通过扩大公司规模，发挥部门间的协同作用，统一整合公司资源而带来的效率提升，成本下降以及国际竞争力的提升，从而促进了出口。本文利用国内上市公司数据支持了异质性企业理论的观点，驳斥了研发支出与出口显著正相关的结论，本文研究认为以国内企业并购重组为基础，短期内并购重组导致的研发支出扩大并为显著促进出口，甚至短期抑制了出口利润增长率的提高。参考文献[1]HiroshiOhashi,YutaToyama,“Theeffectsofdomesticmergeronexports:Acasestudyofthe1998Koreanautomobileindustry”;JournalofinternationalEconomics;2017;Vo2017;pp147-164.[2]SumitK.Majumdar，RabihMoussawi,UlkuYaylacicegi.MegerWavesandFirmGrowth:ContemporaryHistoricalEvidence[J];AnnalsofpublicandCooperativeEconomics;2013;84.[3]HyunKyungChatfield,MichaelC.Dalbor,ColinD.Ranmdeen.ReturnsofMergerandAcquisitionActivitiesintheRestaurantIndustry[J];JournalofFoodserviceBusinessResearch;N