关于并购绩效的相关研究大多集中于影响因素、衡量方法等方面。已有研究表明，高管权力^[1]75、内部控制质量^[2]43、企业文化^[3]146、社会责任信息披露^[10]是影响并购绩效的重要内部因素。此外，也有学者从高管特征的角度进行分析，发现管理层若存在并购成功的经验，则容易产生过度自信，其支付高额的并购溢价会使得并购后绩效更差^[11]。此外，高度竞争的市场环境^[4]48、社会信任^[5]125、宏观政策的变动^[9]613等外部因素同样对并购活动的成功与否起着重要作用。关于并购绩效的衡量方法，目前较为常见的主要有基于市场的事件研究法和基于财务信息的会计研究法。事件研究法包括计算短期并购绩效的短期事件研究法（使用股票累积超额报酬率CAR为计量指标）^[3]150[5]131和计算长期并购绩效的长期事件研究法（使用购买并持有超额收益BHAR为计量指标）^[12][13]203。会计研究法则是采用企业相关财务信息，通过对比企业并购前后或企业在并购后相较于同行业其他企业经营业绩的变化来计算长期并购绩效，通常选取的经营业绩指标包含销售利润率、总资产收益率、净资产收益率、每股收益和自由现金流量等指标^{[1]78[3]150[14]133}，亦或同时运用多个企业财务指标进行因子分析^[2]46[15]。此外，也有研究基于企业成长性表现，采用托宾Q值衡量长期并购绩效^[1]78。这些方法都各有所长，需要针对具体问题选取不同的方法。

自2008年全球金融危机以来，各国政府不断改进已有经济政策，或频繁出台新经济政策来应对经济的剧烈波动，使经济政策不确定性的概念成为理论研究的热点^[16]。为更好地捕捉、探究经济政策存在的不确定性，进而为各类经济主体提供行之有效的应对策略，学界使用政治选举^[17-18]、官员变更^[19]、政策选择模型^[20]等对经济政策不确定性进行度量，其中Baker等^[21][22]1593构建的经济政策不确定性测度指标（BBD）^①在国内外研究中得到了较为广泛的运用^[23-25]。在此基础上，现有研究发现，经济政策不确定性的提高不仅会产生阻碍经济复苏^[26]、加剧股票市场波动等^[27]宏观层面的负面影响，亦会阻碍微观企业的投资行为^[28-32]。但也有研究表明，经济政策不确定性对企业创新投资可以起到一定的激励作用^[33-35]。

并购属于企业投资的范畴，是企业扩大规模、追求资源共享和产业整合的重要途径。但并购又与一般投资不同，并购使主并方参与或控制目标方的经营，从而对预期回报产生更高的期望，因此经济政策不确定性对并购的影响并不能简单等同于经济政策不确定性对投资的影响。已有研究发现，经济政策不确定性对企业并购具有促进作用。Garfinkel和Hankins^[36]认为，并购活动是降低不确定性波动的风险对冲机制，能够实现垂直整合与分散风险。申慧慧等^[37]认为，经济政策不确定性增加时，会增大监督管理者的难度，降低投资失败被觉察的可能性，从而强化了国有企业管理层过度投资的倾向。此外，Bhagwat等^[38]认为，宏观经济的不确定加剧了市场波动性，减少了并购交易活动，且并购交易完成时间越长，不确定性对目标公司价值的危害越大。Bonaime等^[7]531、Nguyen和Phan^[9]613研究发现，经济政策不确定性降低了企业的并购意愿，抑制了并购行为。然而，国内外学者较多关注经济政策不确定性如何影响并购事件发生的可能性、完成的时间以及并购规模，对并购绩效的影响以及内在机理仍有待于进一步研究。

鉴于此，本文将立足于经济政策不确定性这一企业外部因素，考察其对并购长期绩效的影响，并探讨业绩承诺协议在二者之间的影响路径以及管理层持股和融资约束所产生的调节效应，以期进一步拓展经济政策不确定性影响并购乃至企业投资的研究视角，丰富并购长期绩效影响因素的相关内容。

笔者认为，经济政策不确定性越强，主并方并购后的绩效可能越差。原因包括：第一，经济政策不确定性提高了主并方和目标方之间的信息不对称程度，使得主并方难以对目标方的质量进行较为准确的评估和判断，从而对后续的并购活动产生不利影响。根据信息不对称理论，一方面，主并方与目标方掌握的信息不对称，容易产生逆向选择问题，即无论质量优劣，商品价格趋于一致，导致“劣币驱除良币”，主并方难以从外部交易中获得质量高价格低的标的，降低了并购后的整体效率^[39]。另一方面，经济政策不确定性会加剧管理层可能出现的道德风险。在经济政策不确定性较高时，主并方公司管理层往往更加关注自身的荣誉与绩效，可能会忽视经济不确定时期的并购风险，损害企业的整体利益^[40]。此外，为提高自身管理的企业的估值，目标方管理者可能贪图私利隐瞒或虚报企业真实经营与收益情况，以获得更多外部投资者的青睐。

第二，经济政策不确定性的提升加剧了企业的融资约束，降低了主并方在并购完成后的风险承担能力和并购项目的整体收益。经济不确定性较高时，投资者期望得到更高的债权或股权收益来补偿经济政策不确定性对企业经营发展带来的额外风险，使得主并方在经济政策不确定性较高时难以获取成本较低的外部融资。银行等外部金融机构为降低风险，在经济政策不确定性较高时倾向于签署更严苛的借款协议来限制与约束借款人的资金使用范围^[41]，甚至减少对外贷款资金的供给量，使得主并方难以保有充足的内部流动资金以预防和应对经济政策不确定性带来的风险^[42-43]。此外，并购时如果以现金作为支付交易对价的主要方式之一，并购后一段时间内可能出现现金流不足，股票市场会因此反馈出不利于主并方的信息，导致并购后绩效表现不佳。

因此，本文提出以下假设：

H1.经济政策不确定性越高，主并方并购后的长期绩效越差。

业绩承诺协议是对并购标的物未来盈利状况的保证，目的是保护在信息不对称情况下进行交易活动的并购利益相关方，以降低资产定价风险。这一协议一定程度上在经济政策不确定性与并购绩效之间起到了中介作用。

首先，经济政策不确定性会影响并购双方对业绩承诺的选择偏好。从主并方角度看，经济政策不确定性的提高使其无法准确预估目标方能否达到业绩承诺目标。当业绩承诺可能成为“空谈”，且签署业绩承诺需支付更高费用时，主并方将减少使用业绩承诺。从目标方角度看，经济政策不确定性越高时，经营风险越高，无法保证未来业绩。周菊和陈欣^[44]发现，目标方所在行业的风险越高，并购时越少签订业绩承诺。因此当经济政策不确定性高时，风险的增大将使目标方签订业绩承诺的可能性进一步降低，避免因违约带来的损失和纠纷。

其次，业绩承诺对上市公司的长期绩效具有一定的促进作用，不签订业绩承诺则可能降低并购绩效。实践中，业绩承诺可以作为衡量目标方资产质量的一个信号，影响着外部投资主体对目标方的判断，并购这样的公司有助于提升主并方的股价表现^[45]。从长期来看，业绩承诺的金额在一定程度上反映了目标方对未来几年盈利的预期，有助于主并方对目标方的性价比进行有效判断，更容易在并购后整合公司资源^[46]。此外，并购交易完成后，业绩承诺在一定程度上还促使双方利益达成一致，实现“双赢”^[47]3。目标方若超额完成业绩承诺，管理层可依照协议获取一定奖励，这使得目标方管理层更加重视并购后的发展^[48]。同时，业绩承诺的顺利实现也将提升主并方的业绩，增加主并方企业价值。在经济政策不确定性较高时，并购双方都倾向于放弃业绩承诺，则业绩承诺对并购绩效的促进作用无从发挥，使得本就面临更高风险的并购雪上加霜。

因此，本文提出以下假设：

H2.经济政策不确定性越高，并购双方越倾向于不签订业绩承诺，进而带来越差的并购绩效。

本文通过查阅BVD-ZEPHYR全球并购交易分析库，收集了2011—2016年公告的中国上市公司作为主并方的并购事件。本文研究并购后三年的长期绩效，且经济政策不确定性向前延伸一年，所以实际研究区间为2010—2019年。业绩承诺数据来源为Wind数据库，股价与财务指标等数据均来源于国泰安CSMAR数据库。本文对连续变量在两端进行1%的缩尾处理。

本文对并购事件进行了如下筛选：（1）只考察沪、深两市A股上市公司为主并方的并购事件；（2）仅选择并购交易完成的事件；（3）剔除ST与*ST样本；（4）若主并方在同一年内发生多起并购交易，选取并购金额最大的交易为样本；（5）选择并购金额在1 000万元以上且取得目标公司控制权的样本；（6）剔除金融业的并购事件；（7）剔除特征变量缺失的数据。最终本文获得并购样本1 956个，年度分布情况如表1所示。

借鉴杨超等^[13]203的研究，本文使用长期市场反应（BHAR）作为长期并购绩效的度量指标。BHAR的计算方式如下

其中，T代表考察的时间范围； $ {R}_{it} $ 表示样本在t月时的股票收益率； $ E\left({R}_{it}\right) $ 代表t月时样本股票月份期望收益率，该指标可由市场模型估计得出，以国泰安CSMAR数据库月份个股回报率指标按实际市场类型匹配，将并购观察值i分别与上证A股或深证A股月份收益率数据匹配，计算得出本文所需的长期市场反应（BHAR）。

国内外学者曾采取多种方式衡量经济政策的不确定性。自Baker等^[22]1593对新闻稿件中包含不确定性的相关术语进行计数，以海量报刊等资料进行文本分析进而构建出BBD指标以来，该指标成为研究经济政策不确定性的主要变量^{[9]618[49]142[50]}。根据BBD指标的研究思路，黄昀和陆尚勤^[51]合作编制了中国经济政策不确定性指数（China Economic Policy Uncertainty Index）^②，本文使用该指数，并参考彭俞超等^[49]144的方法将月度数据转换为年度数据，构建出经济政策不确定性代理变量（CNEPU）。

在并购时签订业绩承诺协议的目的是保护中小股东的利益，降低并购风险，发挥协同效应。荣麟和朱启贵^[52]研究发现，引入业绩承诺可提升主并方股价的短期表现。本文以并购时是否签订业绩承诺协议（MAPC）作为虚拟变量，来观察其产生的中介作用。

借鉴有关并购市场反应的相关研究^[13]203，本文设计模型（2）来验证H1

其中，BHAR代表长期市场反应；CNEPU代表经济政策不确定性。同时，本文加入公司规模（SIZE）、公司年龄（AGE）、第一大股东持股比例（FH）、资产负债率（LEV）、流动比率（LDR）、每股收益（EPS）、净资产收益率（ROE）、现金流（CASH）、所有权性质（STATE）、并购规模（SCALE）作为控制变量（Control），同时控制行业固定效应（IND）。具体变量定义如表2所示。在后续研究中，本文在模型（2）中分别代入主并方一年期、两年期和三年期市场反应，若c₁的系数显著为负，表明经济政策不确定性会降低长期并购绩效。

在此基础上，本文构建中介效应模型，对经济政策不确定性、并购业绩承诺、长期市场反应之间的作用机理进行分析。在模型（2）的基础上，使用Logit模型（3）检验经济政策不确定性（CNEPU）对并购交易中是否签订业绩承诺协议（MAPC）的影响

本文进一步构建模型（4），同时加入经济政策不确定性（CNEPU）、是否签订业绩承诺（MAPC），对并购市场反应（BHAR）进行回归分析

若系数 $ {\beta }_{1} $ 显著，且 $ {c}_{1}^{'} $ 不显著，则为完全中介效应，表明经济政策不确定性对并购市场反应的影响仅依赖于是否签订业绩承诺来实现；若 $ {\beta }_{1} $ 和 $ {c}_{1}^{'} $ 都显著，且 $ {c}_{1}^{'} $ 小于模型（2）中的 $ {c}_{1} $ ，则为部分中介效应，表明业绩承诺在经济政策不确定性和并购长期市场反应之间发挥了部分中介作用。

本文1 956个样本的描述性统计结果如表3所示。经济政策不确定性（CNEPU）变量即使是最小值也高于标准值100，说明不确定性较为明显。并购长期市场反应中，一年期（BHAR12）观察值均值为正数，两年期（BHAR24）及三年期（BHAR36）均值为负数，说明随时间的推移，并购活动对主并方市场反应的正面影响在消退。业绩承诺（MAPC）为虚拟变量，均值为0.637 5，说明签订业绩承诺协议的样本为63.75%。其他控制变量的描述性统计与现有研究较为接近。

本文相关变量的Pearson相关系数如表4所示。CNEPU与BHAR24相关系数为−0.043 9且在10%水平上显著，与BHAR36相关系数为−0.206 8且在1%水平上显著，说明经济政策不确定性与并购长期市场反应负相关，初步支持了H1。MAPC与不同期间并购市场反应的相关系数分别为0.125 8、0.134 2和0.151 2，且均在1%水平上显著，说明业绩承诺可以促进并购长期市场反应。MAPC与CNEPU的相关系数显著为−0.151 9，说明业绩承诺与经济政策不确定性有负相关关系，初步支持了H2。　

根据模型（2）的结果（如表5所示），经济政策不确定性（CNEPU）与一年期并购市场反应（BHAR12）之间的负相关关系不显著，但与两年期并购市场反应（BHAR24）和三年期并购市场反应（BHAR36）显著负相关，系数分别为−0.003 5和−0.020 5。

企业并购交易是一件长期且复杂的工作，随着时间的推移，经济政策不确定性带来了主并方长期市场反应的下降，H1成立。此外，从控制变量的回归结果也可以看出，企业规模（SIZE）越大，并购市场反应越差；流动比率（LDR）越高，并购市场反应越好；当主并方为国有企业时，并购市场反应越好。

表5所列示的回归结果可以看作中介效应检验的第一步。在此基础上，模型（3）作为中介效应检验的第二步：检验经济政策不确定性（CNEPU）与并购业绩承诺（MAPC）之间的关系。表6的第（1）列回归结果显示，经济政策不确定性的系数显著为负，说明经济政策不确定性较高时，并购双方越不会签订业绩承诺协议。

模型（4）作为中介效应检验的第三步：将并购事件的长期市场反应（BHAR）作为被解释变量，经济政策不确定性（CNEPU）和是否签订业绩承诺（MAPC）作为解释变量进行回归。

表6的第（3）、第（4）列可以看出，经济政策不确定性（CNEPU）的系数均显著为负，对长期市场反应（BHAR24）和（BHAR36）均有负面影响。是否签订业绩承诺（MAPC）的系数则均显著为正。而且表6中经济政策不确定性的系数均小于表5^③，说明业绩承诺在经济政策不确定性与并购长期市场反应的关系中发挥部分中介作用，本文的H2成立。本文的Sobel检验中，Z统计量达到−1.894 1和−1.986 0且显著，进一步明确了业绩承诺的部分中介作用^④。　　　　　　　　　　

基于对《南华早报》文章关键词的搜索，Baker等^[22]1593也构建了中国经济政策不确定性指数（BBD）。首先，本文将基本模型中的CNEPU指标替换为以香港南华早报测算的指标（BBD），对模型（2）重新进行回归。从表7的第（1）~第（3）列可以看出，将BBD指标作为经济政策不确定性的度量指标与CNEPU指标的实证结果一致。经济政策不确定性（BBD）与两年期市场反应（BHAR24）、三年期市场反应（BHAR36）之间的关系均在1%水平上显著为负，支持本文H1。其次，本文对并购业绩承诺发挥的中介效应进行检验，对模型（3）和模型（4）重新进行回归，经济政策不确定性（BBD）与是否签订业绩承诺（MAPC）的系数显著为负；经济政策不确定性（BBD）与两年、三年长期市场反应（BHAR）的系数均显著为负，是否签订业绩承诺（MAPC）与两年、三年长期市场反应（BHAR）的系数则显著为正，而且第（6）列中经济政策不确定性的系数显著小于第（2）列，第（7）列中经济政策不确定性的系数显著小于第（3）列^⑤，支持本文H2。

首先，借鉴张学勇等^[54]对长期市场反应的计算方法，本文使用Fama-French三因子模型重新计算样本股票的累计异常收益率（BHAR）

具体来说，通过模型（5）估计系数 $ {\gamma }_{0i}$ 、 ${\gamma }_{1i}$ 、 ${\gamma }_{2i} $ 及 $ {\gamma }_{3i} $ 。其中， $ {\gamma }_{it} $ 是股票i在第t日的原始收益率； $ {\gamma }_{ft} $ 是第t日无风险收益率； $ {\gamma }_{mt} $ 是第t日市场市值加权收益率； $ {{\rm{S}}{\rm{M}}{\rm{B}}}_{t} $ 表示第t日市值因子； $ {{\rm{H}}{\rm{M}}{\rm{L}}}_{t} $ 表示第t日账面市值比因子。在模型（5）基础上，计算模型（6）中个股在时间窗口内的异常收益率。模型（7）计算出窗口期累计异常收益率BHAR，其中，t₁和t₂分别为窗口期开始和结束的时间点；BHAR1Y为一年期市场反应；BHAR2Y为两年期市场的反应；BHAR3Y为三年期市场的反应。由表8的第（1）~第（3）列可知，经济政策不确定性与并购长期市场反应（BHAR1Y，BHAR2Y和BHAR3Y）显著负相关，与前文结果一致。由第（4）~第（6）列可知，业绩承诺的中介作用仍然显著。

其次，借鉴已有研究^{[3]150[5]131[14]133}，本文使用企业经营管理成果（净资产收益率ROE）来衡量长期并购绩效，按照并购首次公告日前后各年的净资产收益率ΔROE度量，本文选取主并方并购前后1年（ΔROE_t-1,t+1）和2年（ΔROE_t-2,t+2）^⑥的净资产收益率之差来度量长期并购绩效，从回归结果依然可以得出以上结论（限于篇幅，这里未汇报该回归结果）。

本文进一步分别从财政、货币、贸易和汇率政策等四个经济政策不确定性出发，重新审视其对企业并购长期绩效的差异化影响。从回归结果可以看出，财政、货币、贸易和汇率政策等四个经济政策不确定性指数系数在1%水平下均显著为负，说明无论是总的经济政策不确定性还是细分的经济政策不确定性，都对并购长期绩效具有抑制作用（限于篇幅，这里未汇报该回归结果）。

本部分运用信息不对称理论、委托代理理论和融资约束理论从管理层持股及融资约束程度产生的调节作用进行分析，以期为经济政策不确定性与并购长期市场反应之间的关系研究提供进一步的经验证据。

经济政策不确定性高的时期，主并方的管理层可能从自身利益出发做出并购决策，从而可能引发过度并购投资，加之股东等委托方难以在经济政策不确定较高的时期进行有效监督与约束，最终对并购交易后的公司价值产生负面影响。而已有研究认为，管理层持股是缓解主并方代理问题的一种方式^[55]。在经济政策不确定性较高的时期，如果管理层有一定持股，则可能改善决策以回避使其自身利益受损的风险，使并购决策更加符合公司长远发展，有助于提升并购绩效。因此，本文使用上市公司披露的管理层持股比例MSH作为调节变量，建立模型（8）进行检验

回归结果如表9所示。第（2）、第（3）列交乘项（CNEPU×MSH）的系数均在1%水平上显著为正，说明管理层持股在长期对经济政策不确定性与并购市场反应之间的关系产生正向的调节作用，即管理层持股在经济政策不确定性较高时在一定程度上降低了代理成本，改善与提升了企业在并购后的市场反应，与预期一致。

为保证必要的资金需求，公司在融资约束高时可能必须放弃利润高的投资机会。连玉君和苏治^[56]研究发现，企业在融资约束困境情况下实际投资支出偏离最优水平，平均投资效率显著低于最优水平。Martynova和Renneboog^[57]从主并方并购支付资金来源的角度研究发现，企业融资约束情况会影响并购市场反应。经济政策不确定性加剧企业受到的外部融资约束程度，而企业内部的融资约束更将在资本市场中传递出不利于企业发展的信息，导致外部投资者对主并方的信心不足，导致公司股价的下跌。故本文预期，经济政策不确定性较高时，企业面临的融资约束将对并购的长期市场反应产生更大的消极影响。本文借鉴Kaplan和Zingales^[58]的研究，以上市公司并购当年的数据构建融资约束的代理变量（FCKZ）^⑦，建立模型（9）进行检验

从表10的结果可以看出，经济政策不确定性与融资约束的交乘项（CNEPU×FCKZ）对一年期和两年期并购市场反应的系数在5%的显著性水平上显著为负，说明融资约束程度会对经济政策不确定性与并购市场反应之间的关系产生负向的调节作用。与前文管理层持股的正向调节作用比较，融资约束对并购市场反应的负面调节作用在第一年体现，说明融资约束的时效性更强。在经济政策不确定时期进行的并购交易，由于主并方自身受到融资约束，可能会对并购后市场反应有显著的抑制作用。

由于周期性行业存在较高的调整成本，本文预期当并购方属于周期性行业时，经济政策不确定性对长期并购绩效的抑制作用更为显著^[59]。从回归结果可以看到，行业周期性加剧了经济政策不确定性对长期并购绩效的抑制作用（限于篇幅，这里未汇报该回归结果）。

业绩承诺的签订不意味着必然实现。吕长江和韩慧博^[50]12研究发现，目标公司如果达成业绩承诺协议中的要求，将有效提高上市公司的业绩，有利于市场反应的提升。本文在H2的基础上，进一步分析业绩承诺的完成情况的中介作用。

从业绩承诺能否完成的角度看，经济政策不确定性的提高会增加经营风险，并购交易完成后目标公司在高风险环境下难以保证达到业绩承诺要求，进而带来并购长期市场反应的降低。因此，本文设定FINISH为业绩承诺完成情况的代理变量，若目标公司达到业绩承诺要求，取值为1，否则为0，并建立如下模型进行检验

由表11的第（1）列对模型（10）检验结果可以看出，经济政策不确定性与并购交易中业绩承诺的完成情况在1%的显著性水平上显著为负，而在第（4）列中经济政策不确定性（CNEPU）与长期市场反应（BHAR）的系数显著为负，业绩承诺的完成情况（FINISH）与长期市场反应（BHAR）的系数显著为正，表明经济政策不确定性不利于业绩承诺的完成，从而增加了经济政策不确定性对并购长期市场反应的负向影响，对本文主要研究假设进行了补充。

经济政策不确定性是全球性的现实问题。经济政策不确定性过高不仅对宏观经济具有不利影响，也会影响微观经济主体的外部经营环境。本文以中国上市公司2011—2016年的并购样本作为研究对象，探究经济政策不确定性对企业并购的长期绩效产生的影响，实证结果表明：（1）经济政策不确定性越强时，主并方并购后的长期绩效（即长期市场反应）可能越差；（2）机制检验表明，经济政策不确定性高时，并购交易中签订的业绩承诺减少，进而带来主并方长期市场反应的降低；（3）管理层持股会缓解经济政策不确定性对并购长期市场反应的消极影响，而融资约束会加剧经济政策不确定性对并购长期市场反应的消极影响。在进一步分析中，本文观察了经济政策不确定性对业绩承诺完成情况的影响，发现不确定性越高越不利于业绩承诺的完成，从而加剧对并购长期市场反应的负向影响。经过一系列稳健性检验后，本文的结论依然成立。

本文的研究为更好地发挥并购交易在经济发展中的作用，促进中国经济结构持续优化调整具有重要的参考作用。对于管理部门而言，应当尽量保持政策推行的连续性和稳定性，给予微观企业的投资并购活动明确的经济政策指引，完善信息披露机制，发挥业绩承诺的积极作用。对于企业而言，应合理选择并购交易的时机，充分发挥业绩承诺协议对并购后业绩的促进作用，缓解并购交易中的信息不对称与代理冲突，不断优化公司治理体系，增强应对外部经营风险的能力。