国有资本收益上缴与企业并购决策：基于中央企业集团的证据*

刘丽华，孔东民

一、引 言

自2020年以来，新冠肺炎疫情对我国经济发展产生了巨大的冲击，同时，大规模的“减税降费”使得各级财政收支都面临着较大的平衡压力，在此背景下，迫切需要通过拓展财政资金来源以缓解财政压力，其中提高国有企业利润上缴的幅度便是开源的一个有效渠道。国务院总理李克强曾在2019 年《政府工作报告》中指出要“增加特定国有金融机构和央企上缴利润”。然而，我们还应该认识到，央企上缴利润的行为不仅会影响财政收入，该行为还会通过集团网络对其控制的公司并购行为产生重要的影响。丰富该领域的研究是我国国企利润分配制度改革的重大命题之一。

并购被认为是企业快速成长和发展壮大的重要手段之一，上市公司通过并购竞争对手进而实现扩张可能为企业带来收益，提高企业价值。但是并购也可能被管理者视为规模扩张的重要方式，为了谋取私利构建帝国，进而对企业价值带来负面的影响①由于如下两方面的因素的存在使得通过并购进行盲目扩张的现象在我国国有企业中尤为突出：一是我国国有企业存在“出资人缺位”的现象，同时代理问题较为严重，管理者更有动机一味地追求做大企业，因此存在盲目扩张的趋势，投资决策缺乏科学依据；二是国有企业有明显的资金优势，为管理者盲目投资提供了有力的支持。。国家发改委宏观经济研究院的“深化中央企业改革”课题组于2007 年发布了总结评析中国国企改革的报告，报告指出当时的国有企业改革存在许多误区，国有企业以盈利能力强为由进行了盲目的扩张，最终形成了在竞争性领域“与民争利”的现象①资料来源：http：//www.xiancn.com/gb/wbguide/2007-11/19/content_1377302.htm。。深圳创新发展研究院于2017年4月7日发布的《2016中国改革报告》也指出目前我国国有企业改革存在内部机制不灵和外部盲目扩张两大问题。在解决这两大问题时，应该先重点关注和解决国有企业盲目扩张的问题，将国有企业从没有竞争力的领域中退出来②资料来源：https：//www.yicai.com/news/5262140.html。。

那么如何限制国有企业进行盲目扩张？影响企业扩张的因素有哪些？大量的文献从以下几个方面分析和探讨了企业并购的决定因素：外部环境特征的视角（李善民等，2019；王艳和李善民，2017）、社会网络的视角（李善民等，2015）、企业层面的现金流水平等特征的视角（Lee et al.，2018；Von Beschwitz，2018）和高管层面的特征（Yim，2013）等。鲜有文献从内部资本市场的角度来分析集团母公司的特征可能对成员子公司并购行为产生影响。根据内部资本市场理论，集团内的成员公司的决策不仅仅受公司本身特征的影响，还会受到集团整体状况和其他成员公司的影响（Almeida et al.，2015）。鉴于此，本文利用中央企业国有资本收益上缴政策的实施为外生事件考察了当集团母公司遇到负面的现金流冲击时，是否会在一定程度上抑制集团内上市公司的扩张行为。

本文基于2003—2017 年上市公司样本，运用双重差分模型（DID）探讨母公司上缴国有资本收益对集团内上市公司并购行为的影响。实证检验结果显示中央企业集团母公司上缴国有资本收益后，其控制的上市公司发起并购的概率和频率都会显著下降。进一步发现，该政策对上市公司并购概率和频率的影响随着收益收取比例的增加而增强。机制检验结果表明集团母公司的现金流冲击对其控制的上市公司的影响主要存在融资约束强、现金流水平较低和政府补助较低的企业中。我们进一步发现，有财务公司的企业集团内的上市公司发起并购的概率和频率下降程度更大。最后，稳健性检验结果表明该政策的实施对上市公司并购决策的影响是十分稳健的。

本研究预计有以下三个方面的贡献。第一，本文与已有研究并购决定因素的文章的差异主要体现在现有大多数研究多从公司本身的现金流水平出发（Blouin et al.，2021；Jensen，1986；Von Beschwitz，2018），很少有站在内部资本市场的角度探讨整个集团现金流的冲击对成员企业并购行为的影响。而本文首次利用集团母公司上缴国有资本收益的政策来探讨其对集团内上市公司并购行为的影响，有助于我们从内部资本市场的视角更好的认识企业并购决策的影响因素。第二，现有研究国有企业分红的文章大多从上市公司自愿支付现金股利的角度或者是利用半强制分红政策这一特殊的制度进行研究（魏明海和柳建华，2007），这些研究都存在明显的内生性问题③虽然半强制分红政策存在一定的强制性，但是股利分配行为受到企业是否需要增发的影响，因此其分红政策还是会受到企业经济绩效的影响。，而本文利用中央企业上缴国有资本收益制度的实施为外生事件来进行研究，该制度是国家制定的，上缴国有资本收益的公司名单和上缴比例都是强制规定的，不受企业本身决策的影响，能够有助于我们更好的识别因果关系。第三，本文的研究结论预计能够为政策制定者进一步完善国有资本收益上缴比例和经营支出制度提供经验证据，具有一定的现实意义。

二、制度背景与理论分析

（一）国有企业向国家分红的制度背景

在计划经济时期，国家实行统分统销，国有企业的经营支出都靠政府的无偿拨款，其创造的利润全额上缴给国家。1978 年改革开放后，为了将国有企业能够与其他企业放在公平竞争地位中，国家对国有企业开始实行放权让利，实行了利改税的制度，但是又加上了一户一率的调节税，这一时期国有企业的利润是部分上缴和部分留成。而1994年开始国家实施了分税制改革，考虑到当时的国有企业的固定资产投资由之前的拨款形式改为了由企业向银行贷款，还本付息都由企业负担，同时考虑当时国有企业的盈利状况和其承担的社会职能，作为阶段性的措施，国家在当时暂停了向国有企业收缴利润，国有企业应该上缴国家的部分以税收的形式上缴，剩余的利润部分留在企业，自此国有企业开始不向政府分红。

随后国有企业经营绩效明显改善、政府公共预算压力的增大以及人们对国有产权及其收益的认识逐步完善等因素促使了政府加快建立国有资本经营预算制度，国务院于2007年9月颁布了《国务院关于试行国有资本经营预算的意见》（以下简称《意见》），《意见》规定了国有资本经营预算的收入和支出的范围。随后在当年12月财政部、国资委印发《中央企业国有资本收益收取管理暂行办法》（以下简称《暂行办法》），《暂行办法》中明确列示了属于试点范围内的国有独资企业的名单、国有资本收益的核算基础和相应需要上缴的比例。《暂行办法》的实施，结束了国有企业自1994年以来连续13年不向政府分红的历史。在首次实施国有资本收益上缴计划之后，在2010年、2012年和2014年对需要上缴国有资本收益的中央企业的范围和上缴收益的比例进行了相应的调整。

（二）理论分析与研究假设

我国企业集团的普遍存在导致了内部资本市场的形成，内部资本市场中企业间通过各种网络关系紧密联系，如：集团内的成员企业位于同一供应链的上下游而存在频繁的商业往来（Jia et al.，2013）、集团内企业间借贷（Buchuk et al.，2014）、共同的人事关系和集团内成立的财务公司（Keister，1998）等。集团内部资本市场的存在使得集团内成员企业的投融资决策不再仅仅受公司本身经营状况等特征的影响，还会受到整个集团的影响，如：已有研究表明金融危机时期，在内部资本市场中资金会从现金充裕的公司流向现金匮乏的公司（Santioni et al.，2020），此外，集团公司也可能会将现金流从低成长的公司转向高成长的公司（Almeida et al.，2015），在经济危机时，集团内贷款会迅速增加，核心公司会扮演着中介机构的角色（Buchuk et al.，2020）。

那么集团母公司遇到现金流冲击时，会导致整个集团可用的现金水平下降，进而通过内部资本市场势必会影响集团内其他公司的行为，而根据已有的研究，现金流是企业进行并购的重要决定因素之一，如：Blouin et al.（2021）和Von Beschwitz（2018）的研究发现公司本身由于外生冲击而获得更多的现金流会促使企业进行更多的并购行为。而并购后的绩效表现方面，两个研究得到的结论并不一致，Von Beschwitz（2018）发现额外的并购会损害公司的价值，在税收改革制度实施后，受影响企业的收购公告回报率下降了1.2 个百分点。而Blouin et al.（2021）发现国内生产活动扣除（DPAD）带来的减税幅度较大的行业中的并购数量大幅增加，且DPAD还能够改善并购的质量。

对于我国中央企业而言，由于在1994—2007 年之间一直没有向国家分红，同时大多数企业由于其垄断地位拥有高额的利润，使得集团内滞留了大量的现金流。根据自由现金流理论，管理者在有过多的资金时，由于管理者与股东本身存在的目标不一致的问题，公司内滞留大量的现金流会为管理者为了谋取私利而盲目扩张提供很好的契机，此外当企业内部有较多现金流的时候，企业不需要向外部筹集资金来进行投资，此时外部资本市场对企业起不到有效的约束作用，也会促使企业投资效率低下（Jensen，1986）。而2007 年开始实施的国有资本收益上缴制度能够促使中央企业集团母公司向国家分红，进而降低集团内留存的现金流，同时根据内部资本市场理论，在集团内成员公司的投资决策往往会受到集团内其他成员公司现金流或者投资机会的影响，因此我们预计当集团母公司遇到负的现金流冲击时，一方面会通过降低管理者能够控制的资源的水平，进而缓解代理问题，最终抑制企业盲目的扩张，另一方面，当集团内部的现金流水平下降时，企业的外部融资需求会上升，进而促使企业获得外部资本市场的监督，进而有利于提高企业的投资决策水平，抑制盲目扩张的行为。因此我们提出如下假说：

H1：中央企业集团母公司上缴国有资本收益会抑制集团内上市公司的并购行为。

三、数据来源与研究设计

（一）样本筛选与数据来源

我们选取2003—2017 年A 股上市公司作为初始的研究样本，并且按照如下条件进行样本的筛选：（1）参照Lin et al.（2022）的研究，我们删除了地方政府为最终控制人的观测值；（2）剔除金融行业的观测值；（3）剔除净资产为负的观测值；（4）剔除上市当年的观测值；（5）剔除主回归中涉及的所有变量缺失的观测值。对于企业并购活动按如下标准进行筛选：（1）为了保证我们的研究是以上市公司为并购方的角度展开，仅保留买方为上市公司的并购事件；（2）关联并购中可能存在较强的盈余管理动机，因此我们剔除属于关联并购的并购交易事件。最终，我们得到13，713个观测值。为了控制极端值对实证检验结果的影响，我们对本文回归中涉及的所有连续变量都在上下1%分位数上进行了缩尾处理。

本文的研究数据有多个来源。对于国有资本收益上缴政策所涉及的中央企业，我们通过阅读国务院国有资产监督管理委员会和财政部颁发的文件，手工整理获得。对于受到影响的中央企业所控制的上市公司的数据，我们通过阅读上市公司每年度报表中的控制链进行识别，手工整理了受影响的上市公司名单。对于集团内是否有财务公司的数据，我们通过中国财务公司协会网站手工收集获取（http：//www.cnafc.org）。本文使用的其他财务数据均来自于CSMAR和WIND数据库。

（二）变量构造

1. 企业并购行为

参照已有的研究（李善民等，2020），我们从两个角度衡量并购决策：（1）上市公司是否发起过并购。本文用虚拟变量MA_Dummy表示，如果上市公司在当年作为主并方发起过并购事件则取值为1，否则取值为0。（2）上市公司当年发起并购的频率。本文使用LN_Count表示，我们将用上市公司当年发起的并购事件的总数加1取对数进行衡量。

2. 集团母公司上缴国有资本收益的变量

参照已有的研究（Lin et al.，2022），我们从两个方面衡量了集团母公司上缴国有资本收益的变量。首先，上市公司所在集团母公司是否被要求上缴国有资本收益的虚拟变量。我们以虚拟变量PR表示，如果上市公司所在的集团母公司当年被要求上缴非零的国有资本收益则PR取值为1，否则为0。其次，上市公司所在集团母公司上缴国有资本收益的比率。根据相关文件，国有资本收益上缴制度实施可以划分为四个阶段：第一阶段（2007—2010），第一类和第二类企业上缴比例为10%，第三类企业为5%，第四类企业为0%；第二阶段（2011），第一类和第二类企业上缴比例为15%，第三类企业为10%，第四类企业为5%；第三阶段（2012—2013），第一类企业上缴比例为20%，第二类企业为15%，第三类企业为10%，第四类企业为5%；第四阶段（2014—2017），第一类企业上缴比例为25%，第二类为20%，第三类企业为15%，第四类企业为10%①第一类企业指烟草企业；第二类企业指石油石化、电力、电信、煤炭企业；第三类企业指钢铁、运输、电子、贸易、施工企业；第四类企业指军工企业、转制科研院所以及2011年、2012年新加入的国有企业。。我们以变量PR_Ratio表示，如果上市公司所在集团母公司当年被要求上缴非零的国有资本收益，那么PR_Ratio以相应的上缴比率进行度量，否则PR_Ratio取值为0。

3. 控制变量

参照已有的并购的研究（Yim，2013；李善民等，2020），我们在文章中控制了如下变量：企业规模（Size）、资产负债率（Leverage）、营业收入增长率（Growth）、资产收益率（ROA）、公司上市年限（List_Age）、企业管理费用（Mana_Fee）、高管的性别（CEO_Gender）、高管教育程度（CEO_Edu）、高管年龄（CEO_Age）、两权分离率（Seperation）、行业集中度（HHI）。具体变量定义参见表1。

表1 变量定义表

（三）回归模型

由于本文利用的中央企业国有资本收益上缴制度首次实施的时间是2007年，而且后续年份中（即：2010 年、2012 年、2014 年）颁布的一系列政策扩大了中央国有资本收益收取的范围，同时提高了国有资本收益收取的比例，因此，本文需要使用多期DID 模型。参照经典的多期DID 模型的文献（Beck et al.，2010），本文利用如下模型进行检验：

模型（1）中，MA_Dummy和LN_Count分别表示上市公司是否发起并购的虚拟变量和并购的频率。对于实验组公司（即样本区间内受上缴国有资本收益政策影响的国有上市公司）而言，PR为上市公司的集团母公司是否被要求上缴非零的国有资本收益，在被要求上缴后取1，上缴前取0；而对照组公司（即样本区间内不受上缴国有资本收益政策影响的非国有上市公司）的PR值恒为0。本文重点关注的α1系数，其表示集团母公司上缴国有资本收益对上市公司并购行为的边际影响。Controls为控制变量，具体为一系列可能影响企业并购行为的企业层面特征和高管层面的特征变量，详见表1。此外，本文还控制了公司固定效应（Firm FE）和年份固定效应（Year FE）。参照已有的研究（Von Beschwitz，2018），我们对于被解释变量为MA_Dummy的回归，在加入公司固定效应和年度固定效应之后也利用OLS模型进行估计。此外，借鉴现有文献（Petersen，2009），我们将标准误按照公司和年度层面进行聚类。

四、实证检验结果及分析

（一）描述性统计

表2 报告了我们在回归中使用的关键变量的描述性统计结果。第一行显示的是是否并购（MA_Dummy）的描述性统计结果，其均值为0.321，即表示样本中有约32%的上市公司发起了并购。第二行显示的是并购频率（MA_Count）的描述性统计结果，最大值为19，则表明样本中的上市公司在样本期间内有的年份发起过最多的并购次数为19 次。第三行列示的是并购频率取对数（LN_Count）的描述性统计结果。此外，在我们的样本中，14.4%的观测值为国有资本收益上缴政策执行后的观测值。其中，分别有3.8%、5.2%和5.4%的观测值所在集团母公司上缴国有资本收益的比例为的5%、10%和不低于15%。平均来说，样本观测值的营业收入增长率（Growth）为24.8%，财务杠杆（Leverage）为42.3%，总资产净利润率（ROA）为3.8%，管理费用率（Mana_Fee）为11%。总体而言，样本的描述性统计结果与相关研究中的数据具有可比性（李善民等，2020；Lin et al.，2022）。

表2 描述性统计

（二）实证分析

我们利用回归模型（1），对中央企业集团母公司上缴国有资本收益对集团中上市公司并购行为的影响进行实证检验。表3为DID 估计的结果。第（1）列和第（3）列报告了我们加入年份和公司固定效应时的估计结果。第（2）列和第（4）列显示了我们包含前面所描述的所有控制变量时的估计结果。第（2）列报告的国有资本收益上缴政策实施指标（PR）对是否发起并购的指标（MA_Dummy）的回归系数为-0.045，在5%的水平上显著。第（4）列报告的该政策实施指标（PR）对发起并购的频率（LN_Count）的回归系数为-0.093，在1%的水平上显著。这一发现表明，中央企业集团母公司上缴国有资本收益对集团内上市公司发起并购的概率和频率具有显著的负向影响。

表3 国有资本收益上缴与企业并购

双重差分估计的前提假设是实验组企业与对照组企业在事件前的并购行为存在平行趋势。本文设定上市公司在集团母公司上缴国有资本收益前4 年的虚拟变量，具体而言，设立虚拟变量PR＜=-4，PR=-3，PR=-2，对于实验组公司PR＜=-4表示集团母公司上缴国有资本收益前第四年及之前的年份取值为1，否则为0；PR=-3表示集团母公司上缴国有资本收益前第三年的年份取值为1，否则为0；PR=-2表示集团母公司上缴国有资本收益前第二年的年份取值为1，否则为0；对于对照组公司PR＜=-4，PR=-3，PR=-2恒为0。根据Chen（2017）的研究设计，PR-1被视为基准年，因此回归中没有包含PR-1。我们利用模型（1）再次进行回归分析，从而检验平行趋势假设。

表4 的展示了平行趋势检验的结果。PR＜=-4，PR=-3，PR=-2的系数在所有回归中均不显著，即表明在集团母公司被要求上缴国有资本收益前，控制组公司和实验组公司的并购行为的趋势是平行的，满足平行趋势假说。

表4 平行趋势检验

政策出台后，中央企业集团母公司向国家上缴国有资本收益的比例越来越受到公众的关注。从2007年开始，上缴国有资本收益的比例有了一定程度的提高，第一类、第二类、第三类、第四类的上缴比例分别为25%、20%、15%、10%。但截至2017年底，这些比例仍远低于美国成熟工业企业的平均分红率（50%—60%）①资料来源：http：//documents. worldbank. org/curated/en/963631468011136270/Effective-discipline-with-adequateautonomy-the-direction-for-further-reform-of-Chinas-SOE-dividend-policy。。在这种情况下，我们进一步研究基于中央企业集团母公司上缴的国有资本收益的比例对其控制的上市公司并购行为的异质性的影响。

表5 报告了估计结果。第（1）列汇报了被解释变量为是否发起并购（MA_Dummy）的回归结果，PR_5的回归系数为-0.003，但是不显著，PR_10的回归系数为-0.039，在10%的水平上显著，PR_15+的回归系数为-0.124，在1%的水平上显着。第（2）列汇报了被解释变量为是并购频率（LN_Count）的回归结果，PR_5的回归系数为-0.006，但是不显著，PR_10的回归系数为-0.099，在1%的水平上显著，PR_15+的回归系数为-0.244，在1%的水平上显着。PR_5的回归系数与PR_10的回归系数在1%的水平上存在显著差异，PR_10的回归系数与PR_15+的回归系数同样在1%的水平上存在显著差异（如第（2）列所示）。结果表明，中央企业集团母公司上缴国有资本收益对集团内上市公司并购概率和频率的影响程度随上缴比例的增加而增强。在这种情况下，企业集团内部现金流量减少对成员上市公司并购概率的影响是通过对受影响较大的公司分红比例的增量影响来确定的。这些发现还为政府提高中央企业上缴利润的比例提供了进一步的支持，以促使该政策的实施能产生积极的经济后果。

表5 进一步检验

（三）机制检验结果

根据已有的理论，我们预期集团母公司的负面现金流冲击导致的集团内上市公司降低并购的概率和频率的结果在融资约束较大的公司中可能会更为显著。

对于集团内融资约束较大的成员上市公司而言，在集团母公司上缴国有资本收益导致集团内可用于资本支出的资金降低，因此能够更好地限制其进行盲目的扩张，同时，由于这些公司外部融资的需求也会随之提高，其投资决策会受到更为严格的外部资金提供者的监督。因此，我们将样本按照融资约束大小分为两组来检验本文的影响机制。我们参照已有的研究（Hadlock & Pierce，2010）衡量了融资约束，具体计算公式为SA=-0.737×Size+0.043×Size^2-0.04×Age，其中Size为ln（企业年末资产总计/100万），Age为企业的年龄。SA指数越大表明上市公司的融资约束越大。如果上市公司的SA 指数大于年度样本中位数，我们定义为融资约束程度较高的公司；否则，我们定义为融资约束较低的公司。表6的Panel A报告了实证结果，从回归结果可以看出对于有融资约束的公司（如第（2）列和第（4）列所示），当被解释变量为MA_Dummy时，PR的回归系数为-0.113，在1%的水平上显著；当被解释变量为LN_Count时，PR的回归系数为-0.151，在1%的水平上显著。而对于没有融资约束的企业而言（如第（1）列和第（3）列所示），无论被解释变量为并购的发起的概率还是并购的频率，PR的回归系数都不显著。

我们进一步根据经营活动产生的现金流将样本分为两组。如果经营活动产生的现金流（经营活动产生的现金流入与经营活动产生的现金流出之差额/资产总计）低于年度样本中位数，我们定义为现金流水平较低的公司；否则，我们定义为现金流水平较高的公司。表6的Panel B 报告了估计结果，对于现金流水平较低的公司（如第（1）列和第（3）所示），当被解释变量为MA_Dummy时，PR的回归系数为-0.109，在1%的水平上显著；当被解释变量为LN_Count时，PR的回归系数为-0.143，在1%的水平上显著。而对于现金流水平较高的企业而言（如第（2）列和第（4）列所示），无论被解释变量为并购的发起的概率还是并购的频率，PR的回归系数都不显著。

表6 路径检验：按照融资约束大小分组

此外，为了进一步验证国有资本收益上缴政策通过降低管理层可支配的现金进而抑制上市公司盲目扩张逻辑，我们检验了政府对上市公司的补助（政府补助/营业收入总计）是否会通过为上市公司提供了资金，进而削弱这种影响。我们根据政府补助将样本分成两组，并对模型（4）进行回归分析。如果上市公司的政府补助高于年度样本中位数，则定义政府补助较高的公司；否则，定义为政府补助较低的公司。表7 报告了估计结果。对于政府补助较低的上市公司（如第（1）列和第（3）列所示），当被解释变量为MA_Dummy时，PR的回归系数为-0.087，在5%的水平上显著；当被解释变量为LN_Count时，PR的回归系数为-0.111，在5%的水平上显著。而对于政府补助较高的上市公司而言（如第（2）列和第（4）列所示），无论被解释变量为并购的发起的概率还是并购的频率，PR的回归系数都不显著。研究结果表明，当政府对上市公司给予过多的补助时，并购概率和并购频率的下降趋势将消失。

表7 路径检验：按照政府补助高低的分组检验

我们提供了额外的估计结果，以进一步支持我们的机制分析。在表6 和表7 中，我们验证了中央企业集团母公司上缴国有资本收益对其控制的上市子公司并购行为的影响主要体现在有融资约束、现金流水平低以及政府补助较少的上市公司中。已有研究指出财务公司是企业集团财务管控的重要手段，有助于增强集团母公司对成员公司的财务管控（Keister，1998）。因此，我们可以预测，如果企业集团中存在一家财务公司，那么控股股东可以更加有效地配置资源（如调动现金流）①企业集团中的财务公司是一家拥有独立法人资格的非银行金融机构，通常由母公司和企业集团中的其他成员公司共同出资建立。根据2014年发布的《关于中央企业进一步促进财务公司健康发展的指导意见》，财务公司的功能主要体现在四个方面：“集团资金归集平台、集团资金结算平台、集团资金监控平台、集团金融服务平台”。。基于此，我们预期集团母公司上缴国有资本收益对集团内上市公司的影响在有财务公司的集团中会更为显著。

我们定义了集团公司内是否有财务公司的虚拟变量（Finance和NonFinance），对于实验组的公司，如果其所属的企业集团内有财务公司则Finance取值为1，否则为0。对于控制组的公司Finance恒为0。同样对于实验组的公司，如果其所属的企业集团内没有财务公司则NonFinance取值为1，否则为0。对于控制组的公司NonFinance恒为0。

表8 报告了回归的结果，当被解释变量为MA_Dummy时（如第（1）列所示），Finance回归系数为-0.054，在5%的水平上显著，但是NonFinance的回归系数不显著；当被解释变量为LN_Count时（如第（2）列所示），Finance回归系数为-0.11，在1%的水平上显著，但是NonFinance的回归系数不显著，且Finance的回归系数与NonFinance的回归系数在5%的水平上存在显著的差异（如第（2）列所示）。与我们的预测一致，与对照组相比，有财务公司的企业集团上市公司的并购行为下降程度更大，而没有财务公司的企业集团上市公司的并购行为并不会发生显著的变化。

表8 进一步分析：集团内是否有财务公司

五、稳健性检验

（一）稳健性检验1：更换估计模型

首先，已有的研究表明并购一般发生在特定的行业浪潮中（Yim，2013），因此有必要加入行业与年度的交互项进行进一步的检验，稳健性检验结果表明在控制了行业乘以年度的固定效应后，中央企业集团母公司上缴国有资本收益对集团内上市公司并购行为的影响仍然稳健①由于篇幅限制，稳健性检验部分的结果未在正文报告，如有需要，可向作者索取。。此外，我们将被解释变量为MA_Dummy的结果利用Logit回归模型加上控制公司固定效应进行重新回归，结果依旧稳健。

（二）稳健性检验2：更换变量衡量方式

我们发现当我们重新定义国有资本收益上缴政策的变量时，主要结果是稳健的。根据现有研究（Lin et al.，2022），我们将上缴国有资本收益的比率（PR_Ratio）作为解释变量，进行回归，用新的方式衡量国有资本收益上缴政策时，实证结果仍然稳健。

（三）稳健性检验3：排他性检验

已有研究表明信息披露质量能够通过影响道德风险和逆向选择等阻碍有效投资的因素，进而影响企业的投资决策（Biddle et al.，2009）。而中央企业国有资本经营预算制度指出对于国有独资企业的子企业，“应当由集团公司（母公司、总公司）以年度合并财务报表反映的归属于母公司所有者的净利润为基础申报”，因此会促使集团母公司更加严格的核对子公司的会计收益，进而起到监督的作用，抑制管理者的盈余操纵行为，最终提高上市公司的盈余质量。基于此，上缴国有资本收益也可能是通过提高集团内成员上市公司的盈余质量进而提高其投资效率，抑制企业盲目扩张的行为。因此，我们加入了盈余质量的变量，来控制这一潜在的其他影响因素。

回归结果表明，当我们控制了上市公司盈余质量水平时，集团母公司上缴国有资本收益对集团内上市公司并购行为的抑制作用仍然显著。

六、研究结论与政策启示

在本研究中，我们发现集团母公司上缴国有资本收益会对成员上市公司的并购产生抑制作用。机制检验表明这种抑制作用主要存在于融资约束较大的公司中。进一步检验表明，政府补助会削弱由于上缴国有资本收益对集团成员上市公司并购的抑制作用，即目前中央企业国有资本经营支出存在明显的“体内循环”的现象不但会削弱国有资本收益对公共财政收入的贡献，还不利于改善国有企业的投资决策。在理论贡献方面，我们首次利用央企集团母公司上缴国有资本收益的政策来探讨分红对内部资本市场中上市公司并购行为的影响，本文的研究不同于已有的从上市公司本身现金流角度出发探讨并购动机的文章，为企业并购决策影响因素的研究提供了新的视角。此外，国有资本收益的上缴为我们提供了一个准自然实验，有助于我们准确的识别因果关系，这一点也是跟已有探讨上市公司自愿支付现金股利和利用半强制分红政策探讨分红的经济后果的文献存在不同的地方。

此外，本文预计能提供如下政策启示：其一，加快完善国有资本收益上缴制度，设置更为合理的分红的比例。本文的实证检验结果表明中央企业集团母公司上缴国有资本收益对集团下属上市公司并购行为的影响随着集团母公司分红比例的提高而增强，这说明了进一步提高分红比例的必要性。虽然从2007 年开始，上缴国有资本收益的比例有了一定程度的提高，但仍远低于美国成熟工业企业的平均分红率（50%—60%）。其二，加快完善国有资本经营支出制度，提高国有资本对公共财政的贡献。本文的实证检验结果表明中央企业集团母公司上缴国有资本收益对集团下属上市公司的并购行为的影响会随着上市公司获得的政府补助而被削弱，这说明设置合理的国有资本经营支出的重要性。虽然国有资本经营预算调出资金从2016 年的18.76%上涨至了2019 年的25.64%，但总体而言对公共财政的贡献率并不高，而国有企业资本收益分配“体内循环”的特征明显。