注：*、**、***分别表示在10%、5%以及1%的水平上显著。行业固定效应控制在二位数行业水平。

表7-3　税差对企业所有制转变影响（子样本回归）

注：*、**、***分别表示在10%、5%以及1%的水平上显著；同时还控制了时间和行业的固定效应。行业固定效应控制在二位数行业水平。其余控制变量同表7-2。

但即便如此，在这一节中，我们还是将数据中算得的所得税（=应交所得税/利润总额）税差纳入考量。具体而言，我们在表7-2的基础上依次加入了内资相对于非HMK外资、HMK资的所得税税差，与增值税税差同时作为解释变量，结果列于表7-4。可以看到，无论是内资相对于HMK资还是非HMK外资，所得税税差的扩大反而都与内注：*、**、***分别表示在10%、5%以及1%的水平上显著。行业固定效应控制在二位数行业水平。

表7-3　税差对企业所有制转变影响（子样本回归）

注：*、**、***分别表示在10%、5%以及1%的水平上显著；同时还控制了时间和行业的固定效应。行业固定效应控制在二位数行业水平。其余控制变量同表7-2。

但即便如此，在这一节中，我们还是将数据中算得的所得税（=应交所得税/利润总额）税差纳入考量。具体而言，我们在表7-2的基础上依次加入了内资相对于非HMK外资、HMK资的所得税税差，与增值税税差同时作为解释变量，结果列于表7-4。可以看到，无论是内资相对于HMK资还是非HMK外资，所得税税差的扩大反而都与内资转为外资的决策间呈现负相关性。可能的原因在于企业的所得税数据可能存在故意误报现象，使得回归结果不准确（Cai ad Hog, 2009; 马光荣和李力行，2012）。

2.外资的融资便利优势

此外，正如文献综述中谈到的那样，有研究强调外资企业相较于内资企业在融资便利方面有明显优势，因此融资约束可能也是影响内资企业转换注册类型决策的一个重要因素。为考察这一结论是否成立，我们加入了“企业现金流”这一变量。参考Guariglia等（2011），现金流定义为“（营业利润+本年折旧）/资产总计”。可以看到，企业现金流对于内资企业转换注册类型并没有预想效果。对于那些由内资转为HMK资的企业（见列（4）），现金流情况越差，企业转为HMK资的概率越大。但是对于那些由内资转为非HMK类型的企业，融资约束并没有对企业所有制转换产生显著影响（见列（3））。

7.3.4　内资转为外资的目的探究

在前面的讨论中，我们验证的是当内、外资企业面临的税差越大时，内资企业转换注册类型的概率越高。但尚未明确的一个问题是：这种转换是基于经营绩效提升的真实需求（例如，外商在经营、管理、技术等方面的优势），还是仅仅为了税收政策套利？如果后者是主要动因，那么我们认为这种外资并购不会显著提升目标企业的生产率，而仅会改善目标企业的财务状况。为验证这一猜想，在此节中我们按照注入目的（真/假外资）将外资并购分为两种：（1）真外资；（2）假外资。资转为外资的决策间呈现负相关性。可能的原因在于企业的所得税数据可能存在故意误报现象，使得回归结果不准确（Cai ad Hog, 2009; 马光荣和李力行，2012）。

2.外资的融资便利优势

此外，正如文献综述中谈到的那样，有研究强调外资企业相较于内资企业在融资便利方面有明显优势，因此融资约束可能也是影响内资企业转换注册类型决策的一个重要因素。为考察这一结论是否成立，我们加入了“企业现金流”这一变量。参考Guariglia等（2011），现金流定义为“（营业利润+本年折旧）/资产总计”。可以看到，企业现金流对于内资企业转换注册类型并没有预想效果。对于那些由内资转为HMK资的企业（见列（4）），现金流情况越差，企业转为HMK资的概率越大。但是对于那些由内资转为非HMK类型的企业，融资约束并没有对企业所有制转换产生显著影响（见列（3））。

7.3.4　内资转为外资的目的探究

在前面的讨论中，我们验证的是当内、外资企业面临的税差越大时，内资企业转换注册类型的概率越高。但尚未明确的一个问题是：这种转换是基于经营绩效提升的真实需求（例如，外商在经营、管理、技术等方面的优势），还是仅仅为了税收政策套利？如果后者是主要动因，那么我们认为这种外资并购不会显著提升目标企业的生产率，而仅会改善目标企业的财务状况。为验证这一猜想，在此节中我们按照注入目的（真/假外资）将外资并购分为两种：（1）真外资；（2）假外资。表7-4　所有制转换的竞争性假说验证

注：*、**、***分别表示在10%、5%、1%的水平上显著；同时还控制了时间和行业的固定效应。行业固定效应控制在二位数行业水平。其余控制变量同表7-2。

然而，在做这种区分时，我们面临一个识别挑战：外资并购是否由政策套利驱动是不可直接观测的。为解决这一问题，参考罗知等（2017），我们利用数据库实收资本中的外资比例来甄别真假外资。如果内资企业仅仅是为了套取外资政策红利而接受外资并购，那么我们预期会看到这一部分企业虽然注册为外资，享有外资好处，但实际上实收资本中外资比例会较低。因此，我们的做法是对于数据中登记为外资企业的企业，如果它们的实收资本中外资比例超过40%，则算为真外资，否则为假外资。我们按照此种划分规则定义了两组外资并购方式。为检验不同种类外资并购方式对国内目标企业生产率和融资状况产生的不同影响，我们按上述方式定义了两种实验组（真外资并购=组1，假外资并购=组2）。而我们的对照组为样本期间从未发生过所有制转变的企业。我们将外资并购看成一次拟自然实验，目的是评估外资并购对国内注入企业生产率或者财务状况的作用。外资并购对目标企业相应绩效指标的平均处理效果（average treatmet o treated, ATT）如下：表7-4　所有制转换的竞争性假说验证

注：*、**、***分别表示在10%、5%、1%的水平上显著；同时还控制了时间和行业的固定效应。行业固定效应控制在二位数行业水平。其余控制变量同表7-2。

然而，在做这种区分时，我们面临一个识别挑战：外资并购是否由政策套利驱动是不可直接观测的。为解决这一问题，参考罗知等（2017），我们利用数据库实收资本中的外资比例来甄别真假外资。如果内资企业仅仅是为了套取外资政策红利而接受外资并购，那么我们预期会看到这一部分企业虽然注册为外资，享有外资好处，但实际上实收资本中外资比例会较低。因此，我们的做法是对于数据中登记为外资企业的企业，如果它们的实收资本中外资比例超过40%，则算为真外资，否则为假外资。我们按照此种划分规则定义了两组外资并购方式。为检验不同种类外资并购方式对国内目标企业生产率和融资状况产生的不同影响，我们按上述方式定义了两种实验组（真外资并购=组1，假外资并购=组2）。而我们的对照组为样本期间从未发生过所有制转变的企业。我们将外资并购看成一次拟自然实验，目的是评估外资并购对国内注入企业生产率或者财务状况的作用。外资并购对目标企业相应绩效指标的平均处理效果（average treatmet o treated, ATT）如下：式中，y为企业i在s期的企业绩效。s为非负整数。s=0代表外资is并购企业i的初年。s取正数时为外资并购企业i的第s年。T=1表示有i外资并购企业i，否则T=0。而上式ATT识别的难题在于外资并购并非i随机实验，其可能受到注入前企业绩效的影响（Fos-Rose et al.，2013）。因此，如果直接使用从未发生过所有制转变的企业作为对照组可能会导致估计的内生性问题，使得我们高估了外资并购对企业绩效的提升作用。为准确识别外资并购对企业i的绩效影响，我们需要找到这样一组对照组：在决定是否有外资并购的企业特征方面，其与实验组非常类似。为此，我们使用得分匹配法来处理。首先，我们需要确定用来匹配的企业特征，这些变量决定了内资企业是否有外资并购。根据相关文献和本章前面的讨论，我们沿用基准回归表7-2中的一系列变量（如企业生产率、规模、年龄、出口交货值等）作为匹配所用的协变量。具体地，我们选用外资并购前的特征变量进行匹配。我们的匹配方法为最邻近匹配法，匹配规则为1∶1原则，即对任意一个实验组，我们匹配了一个最邻近的对照组。为了避免不同行业间的企业比较，我们在匹配中还控制了行业以及外资并购年份的固定效应（Wag ad Wag,2015）。在匹配之后，外资并购对目标内资企业绩效的平均处理效应估计为：

式中，C（i）为企业i匹配的对照组企业；w为最邻近匹配法中ij式中，y为企业i在s期的企业绩效。s为非负整数。s=0代表外资is并购企业i的初年。s取正数时为外资并购企业i的第s年。T=1表示有i外资并购企业i，否则T=0。而上式ATT识别的难题在于外资并购并非i随机实验，其可能受到注入前企业绩效的影响（Fos-Rose et al.，2013）。因此，如果直接使用从未发生过所有制转变的企业作为对照组可能会导致估计的内生性问题，使得我们高估了外资并购对企业绩效的提升作用。为准确识别外资并购对企业i的绩效影响，我们需要找到这样一组对照组：在决定是否有外资并购的企业特征方面，其与实验组非常类似。为此，我们使用得分匹配法来处理。首先，我们需要确定用来匹配的企业特征，这些变量决定了内资企业是否有外资并购。根据相关文献和本章前面的讨论，我们沿用基准回归表7-2中的一系列变量（如企业生产率、规模、年龄、出口交货值等）作为匹配所用的协变量。具体地，我们选用外资并购前的特征变量进行匹配。我们的匹配方法为最邻近匹配法，匹配规则为1∶1原则，即对任意一个实验组，我们匹配了一个最邻近的对照组。为了避免不同行业间的企业比较，我们在匹配中还控制了行业以及外资并购年份的固定效应（Wag ad Wag,2015）。在匹配之后，外资并购对目标内资企业绩效的平均处理效应估计为：

式中，C（i）为企业i匹配的对照组企业；w为最邻近匹配法中ij的权重函数；N为匹配的企业对数。在汇报我们所估计的平均处理p效应之前，我们需要检验匹配质量。我们使用平衡检验（balace test）来检查匹配过后样本中实验组和匹配的对照组是否足够相似。表7-5给出了第一组实验组和对照组匹配后的平衡检验的结果。在表7-5列（1）~（2）我们汇报了匹配样本的实验组和对照组的相应变量的均值。列（3）~（4）汇报了t检验结果。列（3）~（4）的结果显示在匹配过后的样本中，实验组和对照组的变量取值之差不显著异于零。总之，平衡检验的结果显示实验组和匹配的对照组有非常相近的匹配前特征。

表7-5　匹配倾向得分的平衡检验

我们有两类企业绩效评估指标，分别为企业生产率和企业财务状况。我们使用按照Olley-Pakes方法估计的全要素生产率来衡量企业生产率。如果我们看到ATT为正，则说明外资并购的确提高了目标内资企业的生产率。另外，我们还想检验内资企业接受外资并购是不是为了改善企业财务状况，为此，我们使用了流动性来衡量企业的财务状况。企业的流动性定义为：（流动资产年平均余额-流动负债合的权重函数；N为匹配的企业对数。在汇报我们所估计的平均处理p效应之前，我们需要检验匹配质量。我们使用平衡检验（balace test）来检查匹配过后样本中实验组和匹配的对照组是否足够相似。表7-5给出了第一组实验组和对照组匹配后的平衡检验的结果。在表7-5列（1）~（2）我们汇报了匹配样本的实验组和对照组的相应变量的均值。列（3）~（4）汇报了t检验结果。列（3）~（4）的结果显示在匹配过后的样本中，实验组和对照组的变量取值之差不显著异于零。总之，平衡检验的结果显示实验组和匹配的对照组有非常相近的匹配前特征。

表7-5　匹配倾向得分的平衡检验

我们有两类企业绩效评估指标，分别为企业生产率和企业财务状况。我们使用按照Olley-Pakes方法估计的全要素生产率来衡量企业生产率。如果我们看到ATT为正，则说明外资并购的确提高了目标内资企业的生产率。另外，我们还想检验内资企业接受外资并购是不是为了改善企业财务状况，为此，我们使用了流动性来衡量企业的财务状况。企业的流动性定义为：（流动资产年平均余额-流动负债合