一、引　言

党的二十大报告指出要“加快构建以国内大循环为主体、国内国际双循环相互促进的新发展格局”。作为国内大循环的机制载体，建设全国统一大市场是强化内循环动力和构建新发展格局的基础支撑与内在要求（刘志彪，2021）。然而，省际资本流动壁垒已成为要素市场难以整合的重要原因，现实中，长期市场分割导致的信息屏障和区域垄断力量产生的准入门槛增加了企业异地并购的难度，对资本跨区域流动造成了重重阻碍（王凤荣和苗妙，2015）。异地并购受限不仅会使企业无法突破地域束缚，而且意味着资本等生产要素跨区域扩散效率低下，是省际资本流动壁垒的微观表现（刘志彪和孔令池，2021）。聚焦企业异地并购的影响因素，部分学者从正式制度（Breuer等，2020；谢贞发等，2023）和非正式制度（Bottazzi等，2016；杨继彬等，2021）出发，探讨了影响企业区位选择的外部制度环境。此外，还有学者发现高管（Ahern等，2015）、机构投资者（董静和余婕，2021）等内部决策主体的行为特征也会影响企业异地并购决策。然而，现有研究大多将企业视为独立的决策个体，忽视了企业间股权联系对异地并购的影响，导致难以理解共同机构股东在资本跨区域流动过程中发挥的作用。在此背景下，从企业异地并购视角切入，厘清这一股权联系影响资本跨区域流动的作用机理，利用其降低省际资本流动壁垒和企业跨区域投资难度，对建设全国统一大市场和激发内循环动力具有重要意义。

随着全国性股权交易市场的发展与完善，机构投资者成为异地企业间共同股东的现象已十分普遍，其在同行业内持有多家公司股权的现象也屡见不鲜 ¹ 。基于共同所有权理论，现有研究对共同机构股东的治理效果展开探讨，目前主要存在两种观点：其一，合谋垄断观点，即共同机构股东为维持高额垄断利润会损害同业竞争（Azar等，2018），相关学者从同业价格竞争（He和Huang，2017）、产品市场分割（Banal-Estañol等，2018）、企业投资效率（潘越等，2020）等方面展开分析，为合谋垄断观点提供了丰富的经验证据；其二，协同整合观点，即共同机构股东能够提高合作效率，缓解持股企业间的信息不对称问题（杜勇和黄丹华，2022），现有文献发现共同机构股东能够增强企业的信息披露意愿（Park等，2019），减少盈余管理与财务重述（Ramalingegowda等，2021），提高企业并购的经济绩效（张志平等，2022）。为厘清机构投资者持有异地企业股权对省际资本流动壁垒的影响，本文从企业异地并购视角切入，将并购方企业的机构股东在目标方所在地（以下简称目标地）持有同行业公司股权的现象定义为机构跨区域持股，通过研究机构跨区域持股在异地并购决策中发挥的作用，考察共同机构股东对资本跨区域流动的影响。

区位理论认为异地市场投资行为源于利润获取动机（席强敏，2018），而目标地市场垄断程度会直接影响企业异地并购的资源整合模式与成长途径选择，使共同机构股东的整体收益发生变化。目前部分学者重点关注了目标地投资环境因素对企业行为的影响，如竞争关系构建（Xia等，2014）、成长区位选择（王凤荣和苗妙，2015）等，却忽视了不同目标地市场结构情境下共同机构股东的行为差异。尽管余婕等（2022）通过区分并购方向，证实了目标地经济发展水平会影响风险投资机构介入异地并购的治理动机，但其仅从并购方企业的角度出发，默认机构投资者的收益独立于目标方所在地企业。而在共同所有权理论的研究框架下，目标地企业的收益会成为机构投资者整体收益的组成部分，导致机构投资者介入异地并购时的目标函数发生变化，其行为也可能随之变动。那么，作为机构投资者持有异地同业公司的表现形式，机构跨区域持股对企业异地并购决策的影响效果是否会在不同的目标地市场垄断程度下呈现显著差异？为解答上述问题，本文分别构建了垄断市场和竞争市场中机构跨区域持股影响企业异地投资决策的理论模型，并提出相应假设，然后基于2005—2020年上市公司发起的异地并购事件数据进行实证检验。

本文的边际贡献体现在以下几方面：首先，基于区位理论拓展了共同所有权理论的研究框架。一方面，区别于Banal-Estañol等（2018）从产品市场准入角度探讨共同机构股东与企业竞争行为之间关系的研究，本文从投资活动中面临的区位选择问题出发，基于区位理论研究了机构跨区域持股对省际资本流动壁垒的影响，重点关注共同机构股东在异地并购决策中发挥的作用，从区域市场层面扩展了共同所有权影响企业竞争行为的研究。另一方面，尽管以往文献基于区位理论，从地方保护政策等正式制度方面解释了不同区域间市场分割的形成机制（张宇，2018），但作为异地企业的重要联系纽带，机构跨区域持股这一非正式制度在市场分割中发挥的作用尚不清晰。因此，本文将机构跨区域持股引入企业异地投资决策模型，探讨其在垄断市场与竞争市场中发挥的作用，不仅丰富了市场分割领域的相关研究，也是对共同所有权理论的有益补充。

其次，基于目标地不同的市场结构情境明晰了机构跨区域持股对企业异地并购的影响机制。以往研究忽视了目标地市场垄断程度对共同机构股东收益的影响，而在不同的市场结构情境下，共同机构股东的目标收益函数发生了变化，其对企业异地并购决策的作用效果也存在差异。此外，以往研究缺少对机构跨区域持股影响企业决策行为的作用机理分析，导致对机构跨区域持股的影响过程认知不清。因此，本文借助企业异地并购数据，实证检验了不同的目标地市场垄断程度下，机构跨区域持股对企业异地并购的影响，并从作用路径、缓解机制和经济后果三方面进一步打开了两者间作用关系的“黑箱”，不仅揭示了机构跨区域持股影响企业异地投资的内在逻辑，而且为正确认识共同机构股东参与公司决策的治理过程提供了经验证据。

最后，本文在实证研究设计方面也具有一定优势。一方面，不同于以往仅将并购企业作为研究对象的文献，本文基于事件研究法的思路，将发生异地并购的企业作为实验组，在同行业、同年度的全部样本中匹配与之相似的企业作为对照组，实现了将研究样本由发生并购的企业扩展至全部企业的突破，缓解了仅选择并购企业作为样本产生的局限与偏误。另一方面，本文将单个异地并购事件的区位特征纳入机构跨区域持股的界定标准，针对每个异地并购事件计算企业对应的机构跨区域持股，极大缓解了并购事件外机构跨区域持股现象对实证结果产生的干扰。

二、理论模型构建与假设提出 (一) 问题描述

考虑两个完全相同且不可利用价差套利的地区（地区A与地区B），每个地区的市场需求函数为P = a − bQ（a > 0，b > 0）。两地区分别存在一家代表性企业（企业1与企业2），两家企业同时进行产量决策，产出分别为q₁与q₂（q₁ > 0, q₂ > 0），边际成本分别为 C₁与C₂（0 < C₁ < a，0 < C₂ < a）。其中，企业2仅供应本地市场，企业1有能力进入地区B的市场，表现在边际成本上为C₁ < C₂，企业1进入地区B的准入成本为δ（δ > 0）。为探讨机构跨区域持股带来的影响，假设存在一个共同持股的投资者 i₁，其持有企业1的股权份额为α，持有企业2的股权份额为β，企业1和企业2的剩余股权分别由投资者i₂与投资者i₃持有。

(二) 目标地为垄断市场

首先，考虑地区A与地区B均为垄断市场的情况。当不存在机构跨区域持股时，若企业1不进入地区B，则企业1与企业2分别为各地区唯一的垄断企业，其利润分别为：

$ \pi _1^N = (a - b{q_1} - {C_1}) \cdot {q_{{1}}} $

(1)

$ \pi _2^N = (a - b{q_2} - {C_2}) \cdot {q_2} $

(2)

基于利润最大化的一阶条件，可算出企业1的均衡利润。若进入地区B，企业1的总利润为：

$ \pi _1^Y = \pi _1^A + \pi _1^B $

(3)

在地区B的市场中，企业1与企业2形成双寡头的古诺市场模型，两个企业的利润分别为：

$ \pi _1^B = [a - b(q_1^B + q_2^B) - {C_1}] \cdot q_1^B $

(4)

$ \pi _2^B = [a - b(q_1^B + q_2^B) - {C_2}] \cdot q_2^B $

(5)

基于利润最大化的一阶条件，可以得到企业1在地区B的均衡利润。在理性原则下，当进入前与进入后的利润差能够弥补准入成本时，企业1便选择进入地区B，即需要满足：

$ {\delta _{nc}} \lt \pi _1^{Y,e} - \pi _1^{N,e} = {\delta _{nc,\max }} $

(6)

当两企业间存在机构跨区域持股时，企业1进行产量决策的目标函数变为：

$ {\prod _1} = \alpha {\pi _{{i_1}}} + (1 - \alpha ) \cdot {\pi _{{i_2}}} = (2{\alpha ^2} - 2\alpha + 1) \cdot {\pi _1} + \alpha \beta \cdot {\pi _2} $

(7)

若企业1不进入地区B，则两企业利润最大化的约束条件与（1）相同，所以在存在机构跨区域持股的情况下，企业1选择不进入地区B时目标函数的均衡得益为：

$ \prod _1^{N,e} = (2{\alpha ^2} - 2\alpha + 1) \cdot \pi _1^{N,e} + \alpha \beta \cdot \pi _2^{N,e} $

(8)

若企业1进入地区B，企业1与企业2在地区B的目标函数为：

$ \prod _1^B = (2{\alpha ^2} - 2\alpha + 1) \cdot \pi _1^B + \alpha \beta \cdot \pi _2^B $

(9)

$ \prod _2^B = (2{\alpha ^2} - 2\alpha + 1) \cdot \pi _2^B + \alpha \beta \cdot \pi _1^B $

(10)

基于目标函数最大化的一阶条件，可以得到企业1在地区B的均衡得益为：

$ \prod _1^{Y,e} = (2{\alpha ^2} - 2\alpha + 1) \cdot (\pi _1^{A,e} + \prod _1^{B,e}) + \alpha \beta \cdot \prod _2^{B,e} $

(11)

将式（11）代入式（7）可以得出企业1选择进入地区B后的均衡得益，两者之差与准入成本δ的大小决定了企业1是否选择进入地区B，若企业1决定进入地区B需满足：

$ {\delta _c} \lt \prod _1^{Y,e} - \prod _1^{N,e}{{ = }}{\delta _{c,\max }} $

(12)

其中δ_c,max表示存在机构跨区域持股时最大的可接受准入成本，当δ_c,max越大时，企业1选择进入地区B的决策可行域就越大，在准入成本服从均匀分布的条件下能够进入地区B的概率就会越高。由于本文需要考虑机构跨区域持股产生的影响，因此需要将δ_c,max对α求偏导以考察其偏效应。若dδ_c,max / dα < 0则说明随机构跨区域持股的提升，企业进入异地市场的决策可行域减少，机构跨区域持股提高了省际资本流动壁垒，发挥了市场分割作用；反之则表明机构跨区域持股降低了省际资本流动壁垒，发挥了市场整合作用。

在此基础上，参考何慧爽（2010）的研究，本文利用数值模拟的方法进一步分析，代入参数选取a = 300，b = 30，C₁ = 50，C₂ = 60，β = 12.5%，考虑不同的α（α < 25%）数值下 dδ_c,max / dα的正负情况。选择α = 25%作为研究上限是因为共同所有权的研究重点在于关注容易被反垄断法忽视的少数股权交易带来的影响，而超过25%的股权交易已受到关注（于左等，2021）。

绘制企业异地投资决策影响图如图1所示，可以发现dδ_c,max/dα < 0，说明目标地垄断程度较高时，机构跨区域持股会提高省际资本流动壁垒，降低企业进入异地市场的概率。即机构跨区域持股利用股权联结构造出异地企业间的利润连锁关系，导致并购方企业将目标地企业的利润纳入决策函数中；当市场垄断程度较高时，并购方企业进入异地市场会获取一定收益，但也会使目标地企业的垄断利润下降。两者相互抵消的结果为异地并购决策的目标函数总收益降低，从而提高了企业进入异地市场的真实准入壁垒并抑制了其跨区域投资活动，此时共同机构股东的治理效果支持合谋垄断观点（ Shy和Stenbacka，2020）。基于上述分析，提出假设1：

H1：目标地市场垄断程度较高时，机构跨区域持股提高了省际资本流动壁垒并降低了企业的跨区域投资活动。

(三) 目标地为竞争市场

前文讨论了目标地为垄断市场时机构跨区域持股产生的影响，但在现实中可能存在进入地有多家企业的情况，因此需要考虑目标地市场结构和企业数量对机构跨区域持股决策造成的影响。假定存在地区A与地区B，地区A为垄断市场，只存在企业1一家企业；地区B为竞争市场，存在n - 1个与企业2同质的其他企业，随着n的增加，目标地的市场竞争程度逐渐提高。

若企业1选择不进入地区B，企业2在竞争市场下的产量为：

$ {q_2^B}{{ = }}{Q_B}{{/}}n $

(13)

在此情况下，其利润函数为：

$ \pi _{2,low}^N = [a - b \cdot n \cdot q_2^B - {C_2}] \cdot q_2^B $

(14)

基于目标函数最大化的一阶条件，可以得到企业2的均衡利润。此时，对企业1而言，不进入地区B的目标函数得益为：

$ \prod _{1,low}^{N,e} = (2{\alpha ^2} - 2\alpha + 1) \cdot \pi _{1,low}^{N,e} + \alpha \beta \cdot \pi _{2,low}^{N,e} $

(15)

若企业1进入地区B，其在地区B的产量为：

$ {q_1^B}{{ = }}{Q_B}{{ - }}n \cdot {q_2^B} $

(16)

此时企业1与企业2的利润函数为：

$ \pi _{1,low}^B = [a - b(q_1^B + n \cdot q_2^{B}) - {C_1}] \cdot q_1^B $

(17)

$ \pi _{2,low}^B = [a - b(q_1^B + n \cdot q_2^{B}) - {C_2}] \cdot q_2^B $

(18)

在存在机构跨区域持股的情况下，企业1与企业2的目标函数为：

$ \prod _{1,low}^B = (2{\alpha ^2} - 2\alpha + 1) \cdot \pi _{1,low}^B + \alpha \beta \cdot \pi _{2,low}^B $

(19)

$ \prod _{2,low}^B = (2{\alpha ^2} - 2\alpha + 1) \cdot \pi _{2,low}^B + \alpha \beta \cdot \pi _{1,low}^B $

(20)

基于目标函数最大化的一阶条件，可以得到企业1进入地区B后的均衡得益为：

$ \prod _{1,low}^{Y,e} = (2{\alpha ^2} - 2\alpha + 1) \cdot (\pi _{1,low}^{A,e} + \prod _{1,low}^{B,e}) + \alpha \beta \cdot \prod _{2,low}^{B,e} $

(21)

此时，企业1决定进入地区B须满足：

$ {\delta _{}} \lt \prod _{1,low}^{Y,e} - \prod _{1,low}^{N,e}{{ = }}{\delta _{c,\max }} $

(22)

与前文相同，带入参数选取a = 300，b = 30，C₁ = 50，C₂ = 60，β = 12.5%，分别考虑n = 1、10、20、30与40时dδ_c,max / dα的大小情况。绘制目标地市场结构异质性影响图如图2所示，由图可知，随着目标地企业数量增加，dδ_c,max / dα的数值由负转正，表明此时机构跨区域持股的治理效果转变为降低省际资本流动壁垒。即随着市场竞争程度逐渐增加，目标地企业能够获取的垄断利润逐渐消失，而机构跨区域持股构建的利润连锁关系能够让并购方企业在进入异地市场后与相关企业展开合作，提升其竞争优势与经营利润。这使得异地并购决策目标函数中与目标地企业共享的利润增加，从而降低了企业进入异地市场的真实准入壁垒，此时共同机构股东的治理效果支持协同整合观点（He等，2019）。基于上述分析，提出假设2：

H2：目标地市场垄断程度较低时，机构跨区域持股降低了省际资本流动壁垒并促进了企业的跨区域投资活动。

三、实证模型设计与数据说明 (一) 实证模型设计

理论分析表明，由于决策的目标函数发生变化，机构跨区域持股可能会改变企业进入异地市场的决策可行域，进而影响企业进入异地市场的概率。基于此，本部分借助企业异地并购将上述决策行为具体化，借助实证分析检验结论的可靠性。首先，借鉴Brooks等（2018）的实证研究设计思路，本文以异地并购事件为研究对象，将发生异地并购的企业作为事件企业，然后在同行业、同年份内匹配相似企业作为对照企业，构建基准计量模型如式（23）所示。

$ event\_fir{m_{i,e,t}} = \alpha + \beta \cdot cro\_ci{o_{i,e,t{{ - }}1}} + \theta \cdot contro{l_{i,e,t{{ - }}1}} + dealFE + proFE + {\varepsilon _{i,e,t}} $

(23)

上式中，event_firm_i,e,t表示在第t年的e交易中企业i的身份，如果企业是发生异地并购的事件企业为1，否则为0。为避免并购事件对企业产生的冲击和反向因果干扰，本文借鉴余婕等（2022）的研究设计思路，将解释变量与控制变量滞后一期。cro_cio_i,e,t−1表示在第t−1年的e交易中企业i的机构跨区域持股持股程度，衡量方式为异地共同持股的机构投资者持有本企业的股权比例，control_i,e,t−1为企业层面和区域层面的控制变量。dealFE表示交易事件的固定效应，proFE表示并购企业所在地的地区固定效应，ε_i,e,t表示模型的误差项，α、β、θ为回归系数。由于在同一交易事件层面中所有的研究样本具有相同的年份、行业和目标地，所以控制dealFE后能够避免年份、行业和目标地变化产生的影响，因此不再重复控制时间固定效应和行业固定效应。

在此基础之上，本文从两方面验证假设1和假设2。一方面，将总样本划分成目标地垄断程度较高和目标地垄断程度较低两个子样本，在不同组别中对（23）式进行回归。分组处理借鉴陈汉文和周中胜（2014）的研究思路，以上市公司数据为基础计算各省份、各行业的赫芬达尔指数，然后匹配异地并购事件的赫芬达尔指数并按中位数原则划分高低组。另一方面，由于组间异质性难以直观判断，因此参考江艇（2022）的做法将分组变量与核心解释变量的交互项加入原模型中。具体而言，本文定义分组变量monopoly表示目标地的垄断程度，如果目标地垄断程度较高则为1，反之为0。然后，在原模型中加入分组变量与解释变量的交互项，构建计量模型如式（24）所示。

$ \begin{aligned} event\_fir{m_{i,e,t}} = & \alpha + \beta \cdot cro\_ci{o_{i,e,t{{ - }}1}} + \varphi \cdot monopol{y_{e,t - 1}} + \gamma \cdot monopol{y_{e,t - 1}} \times cro\_ci{o_{i,e,t{{ - }}1}} \\ & \theta \cdot contro{l_{i,e,t{{ - }}1}} + dealFE + proFE + {\varepsilon _{i,e,t}} \\ \end{aligned} $

(24)

(二) 数据说明

本文选取2005—2020年中国A股上市公司发起的异地并购事件为研究样本，原始数据来自CSMAR并购重组数据库。参考杨继彬等（2021）的数据预处理方法，依据并购事件的相关信息手工整理目标方与并购方的注册地数据，当两者所属省份不同时定义为异地并购。机构股东持股数据由研究团队手工匹配CSMAR的股东数据库与机构投资者数据库得到，其他上市公司数据均来自CSMAR公司研究系列数据库，区域层面的宏观变量数据均来自《中国统计年鉴》。

为使样本符合本文研究需求，对初始研究样本做如下处理。首先，按如下标准筛选上市公司样本：（1）剔除金融行业与ST、*ST或PT的企业；（2）剔除上市未满一年的企业；（3）剔除变量数据缺失的样本。然后，对并购样本做如下处理：（1）保留上市公司交易地位为“买方”且交易金额大于100万元的非关联并购事件；（2）保留目标方与并购方唯一的并购事件；（3）保留标的方为国内企业的并购交易事件，若并购方同一年发生多次并购，则仅保留当年完成的第一起并购事件；（4）保留吸收合并、要约收购、资产收购和股权收购的并购事件；（5）由于部分控制变量中需要以并购前一年数据为基础，因此剔除上市当年发生的并购事件；（6）剔除金融企业发生的并购事件，剔除并购方收购当年与收购前一年为ST、*ST、PT的交易事件；（7）剔除目标方企业所在地无法确认及数据缺失的交易事件；（8）剔除目标地与并购方企业同行业上市公司数量为0的并购事件；（9）剔除在样本匹配过程中不符合要求的并购事件。经过数据处理，共获取1338份符合要求的异地并购事件，为避免异常值产生干扰，本文对所有的连续型变量在上下1%分位数进行缩尾处理。

(三) 变量说明

1.企业异地并购。本文的被解释变量表示是否发生异地并购的哑变量event_firm，是则取值为1，反之则取值为0。需要说明的是，event_firm还可表示企业在异地并购事件中的身份，取值为1表示该企业是发生异地并购的事件企业，取值为0则表示该企业是匹配得到的对照公司。其中，匹配原则如下：（1）借鉴Brooks等（2018）的研究，在同行业、同年份内匹配与事件企业市场份额和账面市值比相似的企业（即与事件企业相差不超过20%），为避免并购事件对匹配结果产生影响，选取并购事件发生的前一年为匹配节点；（2）由于目标方与并购方间地理距离对异地并购的难度和意愿有显著影响（Renneboog和Vansteenkiste，2019），因此本文进一步计算相似企业所在省份与目标方企业所在省份的地理距离，将其与事件企业的对应数值进行对比，保留差距最小的5家企业作为对照组。为确保第二步操作顺利进行，本文将第一步匹配后数量低于5家的样本予以剔除。经匹配，本文得到1338家事件企业和6690家对照企业，共计8028个样本。

2.机构跨区域持股。本文的核心解释变量为机构跨区域持股cro_cio，计算思路为首先在事件层面筛选跨区域持股的共同机构股东，然后将其持股比例汇总到公司层面得到机构跨区域持股。具体而言，如图3所示，本文首先根据异地并购事件e确定地区B为目标地，然后在地区B内寻找与并购方企业行业相同的企业1和企业2，在此基础上筛选共同持股的机构股东S₁与S₂，最后将其持股比例α₁与α₂汇总至并购方企业来衡量机构跨区域持股。在此过程中，与并购事件e无关的机构股东S₃不被视作跨区域持股的机构股东，其持股比例φ也未被算入机构跨区域持股内。

此外，区别于企业其他日常管理活动，并购事件作为公司战略体现往往能够吸引更多股东的注意与治理（Renneboog和Vansteenkiste，2019），且已有研究表明前十大股东的投资者能够对企业异地并购事件施加影响（余婕等，2022），因此本文参考严苏艳（2019）的做法，使用企业前十大股东数据计算机构跨区域持股。

3.控制变量。首先，为避免共同机构股东在目标地的持股比例对实证研究结果产生影响，本文控制了目标地跨区域持股。具体而言，在计算机构投资者异地持股比例的基础上，将其汇总到企业层面同时除以持股企业数量剔除规模效应带来的影响，计算方式如式（25）所示。

$ tar\_holdin{g_i} = \sum\limits_j ( \frac{1}{{{K_j}}} \cdot \sum\limits_k {cross\_holdin{g_{i,k,j}})} $

(26)

其中，tar_holding_i,j,k表示共同机构股东j在与i企业同行业、与目标方同省份的k企业内的持股比例，K_j表示共同机构股东j持股异地同行业企业的总数。此外，借鉴以往研究（王凤荣和苗妙，2015；Brooks等，2018；李善民等，2019），本文还控制了企业成长性（growth）、现金流比率（cashflow）、所有制形式（soe）、两职合一程度（dual）、风险程度（risk）、企业盈利能力（roa）、企业规模（size）、资产负债率（lev）、股权制衡度（balance）、企业年龄（age）、企业所在省份的经济发展程度（eco）、市场化程度（mar）以及税收竞争程度（tax），具体计算方法见表1。

四、实证结果分析 (一) 描述性统计

表2为本文主要变量的描述性统计。统计数据显示，机构跨区域持股（cro_cio）的最大值为8.311，表示企业层面异地共同持股的机构投资者持有并购方企业股份的持股比例最高达到8.311%；其均值为0.721，表示企业层面异地共同持股的机构投资者持有并购方企业股份的持股均值为0.721%。在本研究样本中，存在机构跨区域持股的样本数量为4260家企业，占样本总量的53.06%，而存在机构跨区域持股的异地并购事件为701件，占全部异地并购事件的52.39%，说明由前十大机构股东间持股关系构成的机构跨区域持股已成为资本市场中较为普遍的现象。

(二) 基准回归

表3是基准研究得到的回归结果，列（1）表示总样本中机构跨区域持股对企业异地并购决策的影响，其回归系数未通过显著性检验，说明机构跨区域持股不能显著促进企业异地并购。其原因可能是目标地的市场垄断程度作为重要的情境因素会对共同机构股东的异地并购偏好产生影响，因此需要区分不同的目标地市场垄断程度，分别考察机构跨区域持股与企业异地并购决策间的关系。列（2）为加入解释变量与分组变量交互项后的回归结果，可以看出，模型中机构跨区域持股的估计系数显著为正，而交互项的估计系数显著为负。说明机构跨区域持股对异地并购的作用效果受目标地市场垄断程度的影响，目标地市场垄断程度越低，机构跨区域持股越能降低省际资本流动壁垒并助力企业资本跨区域流动，在要素层面强化统一大市场建设的微观基础。

为检验在不同目标地市场垄断程度情境下机构跨区域持股的治理效果是否存在差异，本文按目标地垄断程度进行分组回归，实证结果如表3的列（3）–（4）所示。列（3）为目标地垄断程度较高时，机构跨区域持股对企业异地并购的影响效果。机构跨区域持股的回归系数显著为负，其持股每增加1个单位，企业发起异地并购的概率就会降低2.70%，说明机构跨区域持股会阻碍资本跨区域扩散并强化区域市场分割，佐证了假设1的合理性。列（4）则表示当目标地垄断程度较低时，机构跨区域持股对企业异地并购的影响。可以看出，机构跨区域持股的回归系数变为正向显著，其持股每增加1个单位，企业异地并购概率就会提升1.76%，说明机构跨区域持股会降低省际资本流动壁垒并助力市场跨区域整合，与假设2的预期相符。区别于Banal-Estañol等（2018）的研究，本文发现市场垄断程度会使共同机构股东对市场准入壁垒的影响效果发生转变，即目标地垄断程度较低时，机构跨区域持股会发挥协同整合作用，降低企业进入异地市场的准入门槛。综上所述，机构跨区域持股对企业异地并购决策的治理效果存在“双刃剑”效应，当垄断程度较高时，机构跨区域持股会提高省际资本流动壁垒并强化区域市场分割；而垄断程度较低时，则会降低省际资本流动壁垒并促进市场跨区域整合，为加快建设全国统一大市场提供动力。

(三) 稳健性检验 ²

1.Heckman两阶段模型。为缓解遗漏变量与样本选择偏误问题，本文使用Heckman两阶段模型进行稳健性检验。参照陈文婷等（2021）与杜勇等（2022）的研究，选择当年是否为沪深300指数（d300）与是否被沪深300指数剔除（out）作为排外变量，同时控制并购前一期上市公司层面的特征变量，构建是否拥有机构跨区域持股的选择回归模型并计算出逆米尔斯比率，然后将其作为控制变量加入基准回归模型。基于Heckman两阶段模型的稳健性检验结果与基准研究结论保持一致。

2.更换共同持股限制条件。参考已有研究（Brooks等，2018；严苏艳，2019），本文将持股限制条件提升为前五大股东与持股比例超过1%，然后重新计算机构跨区域持股并回归。更换持股限制条件的稳健性检验结果与基准研究结论保持一致。

3.更换自变量计算方式。参考Brooks等（2018）的研究，本文将自变量计算方式更换为市场加权的机构跨区域持股比例以缓解持股不对称问题带来的干扰。更换自变量计算方式的稳健性检验结果与基准研究结论保持一致，说明结论具有稳健性。

4.更换模型设定条件。一方面，参照杜勇等（2021）的研究，添加机构投资者持股比例（ins）和机构大股东虚拟变量（ins_big）以缓解遗漏变量的影响；另一方面，将logit模型更改为probit模型对基准模型进行估计。更换模型设定条件的稳健性检验结果与基准研究保持一致。

五、进一步研究 ³ (一) 作用路径检验

1.退出威胁。大股东的股票出售行为可能诱发“羊群效应”，能够向管理层施加股价下跌压力并影响企业决策（王垒等，2022）。在企业异地并购决策的过程中，股权关系网络强化了机构跨区域持股的信号传递能力，使其退出威胁的影响作用更强，更有可能改变企业的异地并购决策。因此，为检验机构跨区域持股能否通过退出威胁的方式介入企业异地并购决策，本文借鉴杜勇等（2021）的方式衡量机构跨区域持股的退出威胁，然后构建计量模型进行回归分析。实证检验结果显示，目标地垄断程度较高时，退出威胁的回归系数显著为负，说明机构跨区域持股会通过退出威胁降低企业发起异地并购的概率。然而，目标地垄断程度较低时，退出威胁的回归系数不显著，说明机构跨区域持股难以通过退出威胁影响异地并购。综上所述，退出威胁路径仅在目标地垄断程度较高时发挥作用，此时机构跨区域持股，通过退出威胁阻止企业发起异地并购，强化区域市场分割并形成阻碍建设全国统一大市场的堵点。

2.信息枢纽。研究表明，企业在异地并购过程中面临高额的交易成本，导致合意的并购要约无法成功完成（李嫦和邵雨卉，2021）。对共同机构股东来说，其作为投资组合内企业间的信息传输渠道可能缓解企业间的信息不对称，从而解决并购过程中存在的交易成本难题（Brooks等，2018）。借鉴杨继彬等（2021）的研究，本文从异地并购的完成时间（ time ）与并购溢价（ premium）两个角度衡量并购交易成本，然后构建事件层面的回归模型以检验信息枢纽机制的有效性。实证结果显示，当目标地垄断程度较低时，机构跨区域持股能够显著降低企业异地并购的完成时间与并购溢价，说明此时共同机构股东通过发挥信息枢纽功能减少了异地并购活动的交易成本；当目标地垄断程度较高时，机构跨区域持股无法通过信息枢纽对异地并购的交易成本产生显著影响。综上所述，信息枢纽路径仅在目标地垄断程度较低时发挥作用，此时机构跨区域持股会发挥信息枢纽功能降低异地并购的交易成本，助力市场跨区域整合。

(二) 缓解机制检验

1.信息透明度。信息透明度能够缓解企业与投资者间的信息不对称问题，降低信息传递过程中由于信任因素产生的失真损耗，强化投资者对企业并购战略的认同与支持（王垒等，2019；刘波波和高明华，2021）。因此，当并购方企业具有较高的信息透明度时，投资者可能会增强对并购方企业相关战略的信任与支持，缓解机构跨区域持股产生的不利影响。为验证上述机制有效性，本文参考辛清泉等（2014）的研究构建信息透明度指标，然后将高垄断地区样本划分为高信息透明度与低信息透明度两个子样本，检验不同组别中机构跨区域持股的影响差异。分组回归的实证检验结果表明，在高信息透明度组中机构跨区域持股对企业异地并购的抑制作用更小，说明提升并购方信息透明度能够缓解机构跨区域持股的不利影响，助力区域市场一体化发展。

2.异地并购经验。成功的异地并购经验是投资者衡量企业异地并购能力的重要参考，因此，当并购方企业拥有异地并购经验时，共同机构股东可能更加信任企业的异地并购能力并认可其决策，降低对异地并购活动的干预。为检验上述缓解机制的有效性，本文将异地并购经验定义为以前年度是否有成功的异地并购事件，如果有成功的异地并购事件划分为有异地并购经验组，反之则划分为无异地并购经验组，然后进行分组回归。分组回归的实证检验结果表明，在有异地并购经验的子样本中，机构跨区域持股对企业异地并购的抑制作用更小，说明帮助企业完成首次异地并购能够缓解机构跨区域持股对省际资本流动壁垒产生的不利影响，减少区域性股权垄断对市场一体化造成的阻碍，加快推进全国统一大市场建设进程。

(三) 经济后果检验 ⁴

前文从异地并购事件发生概率的视角检验了机构跨区域持股对异地并购活动的影响效果，但其参与异地并购决策能否带来经济绩效提升仍有待考证。为此，本文借助并购绩效检验共同机构股东在企业跨区域投资活动中产生的经济后果。一方面，借鉴田高良等（2013）的研究，本文采用并购事件窗前后两日的累计超额收益（car[−2,2]）衡量异地并购事件的短期市场绩效；另一方面，与杨继彬等（2021）相同，利用一年期的净资产收益率差异（Δroa[−1,1]）衡量异地并购带来的长期经营绩效提升程度。实证回归结果显示，机构跨区域持股无法对短期并购绩效产生显著影响，原因在于本文以持股比例较高的机构股东作为研究对象，这类投资者具有一定的长期投资导向，更加关注企业的长期价值产出（王垒等，2020）。此外，目标地垄断程度较高时，机构跨区域持股无法对长期并购绩效产生显著影响；但目标地垄断程度较低时，机构跨区域持股与长期并购绩效的回归系数显著为正，说明此时共同机构股东能够对企业异地并购发挥长效治理作用。综上所述，机构跨区域持股对异地并购绩效的治理作用存在边界条件，只有当目标地垄断程度较低时，机构跨区域持股才能显著提升企业异地并购的长期经济绩效，助力统一大市场高效运行。

六、结论与启示

随着提升内循环动力和建设全国统一大市场的要求日益急迫，破除资本要素跨区域流动的空间壁垒、激发企业异地投资的自发活力成为亟待解决的现实问题。立足异地企业间存在股权联系的现实情况，本文首先从理论层面分析了机构跨区域持股与企业异地投资决策之间的关系，然后利用异地并购数据进行实证检验，在此基础上进一步挖掘了相关的作用路径、缓解机制和经济后果。研究发现：机构跨区域持股对企业异地并购的治理效果具有“双刃剑”效应，目标地市场垄断程度较高时，机构跨区域持股降低了异地并购发生的概率，提高了省际资本流动壁垒，发挥了市场分割作用；目标地市场垄断程度较低时，机构跨区域持股提高了异地并购发生的概率，降低了省际资本流动壁垒，发挥了市场整合作用。进一步研究发现：当目标地垄断程度较高时，机构跨区域持股通过退出威胁提高省际资本流动壁垒，但并购方企业可以通过提高信息透明度和积累异地并购经验的方式与投资者构建良好的信任关系，缓解机构跨区域持股对企业异地并购产生的负面影响；当目标地垄断程度较低时，共同机构股东能够发挥信息枢纽功能并降低企业跨区域投资过程中面临的交易成本，从而降低省际资本流动壁垒，提高企业异地并购的发生概率，并且通过协同治理的方式缓解企业异地整合的经营摩擦，有助于提升异地并购的长期经营绩效。

基于以上研究结论，本文的启示与建议如下：首先，对并购方企业而言，应认识到不同目标地市场结构下机构跨区域持股的治理作用差异。目标地市场垄断程度较低时，企业应积极借助机构跨区域持股的信息枢纽功能降低异地并购的交易成本，减少资本跨区域扩散过程中的非必要损耗；目标地市场垄断程度较高时，企业可以通过并购案例分享、提高信息透明度等方式强化投资者对异地并购战略的信任与支持，缓解机构跨区域持股对异地并购活动带来的不利影响。其次，对监管部门而言，应充分认识机构跨区域持股在建设统一大市场过程中发挥的“双刃剑”效应。一方面，证监会应完善异地并购事件的信息披露制度，利用标准化的信披流程帮助并购方企业提升信息透明度，从而缓解机构跨区域持股对异地并购产生的不利影响，助力区域市场一体化整合；与此同时，证监会还要进一步加强对首次异地并购企业的指导，制定帮扶政策以弥补其经验不足产生的能力短板，从而缓解机构跨区域持股对异地并购活动的限制，加快推进统一大市场建设进程。另一方面，对反垄断执法机构而言，应意识到机构跨区域持股可能成为建设统一大市场过程中的隐性堵点，将这一经济现象纳入重点关注范围。特别在市场垄断程度较高的区域与行业内，可以将机构跨区域持股作为预警指标之一，加大对相关企业的反垄断审查力度，避免其遏制资本要素跨区域流动的自发活力，为加快建设全国统一大市场扫清障碍。最后，对地方政府而言，需进一步明确政府与市场的边界，为借助机构跨区域持股这一市场力量降低省际资本流动壁垒创造条件。一方面，政府须进一步向市场与企业放权，依法开展招商引资活动，营造公平竞争的市场环境和自由开放的营商环境，扩展机构跨区域持股推动市场一体化的作用边界；另一方面，政府还须针对本地区垄断程度较高的行业制定优质企业引进政策，通过优化竞争结构赋能市场与资本活力，为引导机构跨区域持股发挥市场整合作用和强化统一市场建设的微观基础提供保障。

1据笔者统计，在CSMAR数据库的前十大股东数据中，2005—2020年前十大股东中与异地公司具有相同机构投资者的数据共计103544条，占比62%；其中，异地公司属于相同行业的数据有89813条，约占54%。

2篇幅所限，稳健性检验的实证结果未予汇报，留存备索。

3篇幅所限，进一步研究的实证结果未予汇报，留存备索。

4篇幅所限，经济后果检验的实证结果未予汇报，留存备索。