肖陽+蘇巧玲+祝鳳清

摘要：以2010年、2011年進(jìn)行并購交易的178家高新技術(shù)上市企業(yè)為樣本，就主并企業(yè)創(chuàng)新資本對(duì)并購績(jī)效的影響進(jìn)行實(shí)證研究。研究結(jié)果表明：主并企業(yè)并購當(dāng)年的創(chuàng)新資本對(duì)并購績(jī)效存在顯著的、期限性的正向作用，且作用趨勢(shì)呈倒微笑曲線；主并企業(yè)并購當(dāng)年的創(chuàng)新資本對(duì)各年并購績(jī)效的正向作用隨著并購績(jī)效水平的提高而增強(qiáng)，且并購當(dāng)年績(jī)效越好的企業(yè)其創(chuàng)新資本對(duì)并購績(jī)效的作用期限越長(zhǎng)。

關(guān)鍵詞：高新技術(shù)企業(yè)；創(chuàng)新資本；并購績(jī)效

中圖分類號(hào)：F 2731

文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A

文章編號(hào)：16735595（2017）01001107

一、引言

近年來，高新技術(shù)企業(yè)因其高成長(zhǎng)性和未來期望的高收益性成為并購熱潮中的焦點(diǎn)[1]，并購目標(biāo)越來越傾向于以獲取被并購企業(yè)與創(chuàng)新相關(guān)的知識(shí)、技術(shù)、人才等資源為主[24]。在國(guó)家創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展戰(zhàn)略推動(dòng)下，高新技術(shù)企業(yè)對(duì)創(chuàng)新資本的獲取越來越重視，投入力度不斷加強(qiáng)，企業(yè)發(fā)展的創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)特征日益凸顯，創(chuàng)新資本已成為高新技術(shù)企業(yè)獲取競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)并保持可持續(xù)發(fā)展的根本動(dòng)力和源泉。高新技術(shù)企業(yè)可以通過企業(yè)內(nèi)部進(jìn)行創(chuàng)新資本的培育，也可以從外部獲取創(chuàng)新資本，并購是高新技術(shù)企業(yè)獲取外部創(chuàng)新資本的重要途徑。以創(chuàng)新資本獲取為并購目的的高新技術(shù)企業(yè)是否真正實(shí)現(xiàn)了預(yù)期的目標(biāo)呢？本文旨在研究創(chuàng)新資本對(duì)高新技術(shù)企業(yè)并購績(jī)效的影響，為企業(yè)制定創(chuàng)新資本相關(guān)策略提供針對(duì)性建議，以期有助于進(jìn)一步提高企業(yè)并購績(jī)效。

二、文獻(xiàn)回顧

創(chuàng)新資本的概念源于智力資本，是智力資本最重要的構(gòu)成要素[56]，但現(xiàn)在學(xué)者們開始將其獨(dú)立出來進(jìn)行相關(guān)的研究。Kalafut和Low認(rèn)為，創(chuàng)新資本是對(duì)企業(yè)發(fā)展具有重大影響和對(duì)企業(yè)未來收益具有重要貢獻(xiàn)的無形資產(chǎn)。[7]鮑步云和劉明明認(rèn)為，創(chuàng)新資本是企業(yè)通過創(chuàng)新以及相關(guān)投資而形成的創(chuàng)新才能。[8]劉玉平和趙興莉認(rèn)為，創(chuàng)新資本是企業(yè)在已有知識(shí)的基礎(chǔ)上產(chǎn)生新知識(shí)的能力，具體包括企業(yè)的創(chuàng)新能力、開發(fā)新產(chǎn)品和服務(wù)的潛力以及創(chuàng)新成果。[9]基于以上學(xué)者的研究，本文認(rèn)為創(chuàng)新資本是指企業(yè)在創(chuàng)新方面（包括資金與人力）的相關(guān)投資而凝結(jié)的企業(yè)創(chuàng)新能力。

長(zhǎng)期以來，創(chuàng)新資本與績(jī)效之間的關(guān)系受到很多學(xué)者的關(guān)注。梁萊歆等認(rèn)為，企業(yè)R&D投入對(duì)企業(yè)績(jī)效的影響與企業(yè)所處的生命周期階段有關(guān)，處于成長(zhǎng)期和成熟期的企業(yè)其R&D投入對(duì)績(jī)效具有顯著的正向影響，且這種影響對(duì)于成長(zhǎng)期的企業(yè)來說累積效應(yīng)時(shí)期比成熟期的企業(yè)長(zhǎng)。[10]李武威對(duì)中國(guó)高技術(shù)企業(yè)進(jìn)行實(shí)證研究，發(fā)現(xiàn)研發(fā)經(jīng)費(fèi)投入與研發(fā)人員投入強(qiáng)度能夠顯著提升企業(yè)產(chǎn)品創(chuàng)新績(jī)效。[11]龐瑞芝等采用2009 年426 家創(chuàng)新型企業(yè)的截面數(shù)據(jù)進(jìn)行了分析，得出企業(yè)在研發(fā)方面的創(chuàng)新資本投入是提升企業(yè)創(chuàng)新績(jī)效的關(guān)鍵因素。[12]鄭駿川將技術(shù)并購樣本分為科技型收購者和非科技型收購者進(jìn)行實(shí)證研究，發(fā)現(xiàn)科技型收購者在并購當(dāng)期的研發(fā)投入對(duì)當(dāng)期的市場(chǎng)價(jià)值額外增值效應(yīng)是顯著的，且比非科技型收購者更能夠?qū)⒉①彯?dāng)期的研發(fā)投入轉(zhuǎn)化為企業(yè)未來的盈利能力。[13]郝清民和任歡歡以2010—2012年五大類制造業(yè)高技術(shù)上市公司為樣本，研究了企業(yè)創(chuàng)新投入（主要體現(xiàn)為研發(fā)經(jīng)費(fèi)和人員的投入）對(duì)創(chuàng)新績(jī)效的影響。[14]

以上相關(guān)研究表明，學(xué)者們對(duì)創(chuàng)新資本與績(jī)效的相關(guān)研究主要關(guān)注創(chuàng)新資本與企業(yè)經(jīng)營(yíng)績(jī)效或企業(yè)創(chuàng)新績(jī)效之間的關(guān)系，而對(duì)創(chuàng)新資本與并購績(jī)效的研究較少。從已有的研究可以發(fā)現(xiàn)，學(xué)者們?cè)诰唧w的分析過程中，要么衡量創(chuàng)新資本的財(cái)務(wù)指標(biāo)過于單一，要么對(duì)績(jī)效考察的時(shí)間太短，難以客觀地反映創(chuàng)新資本對(duì)績(jī)效的影響。因此，本文選擇滬深交易所的高新技術(shù)上市企業(yè)作為研究樣本，以并購當(dāng)年至并購后第四年為考察區(qū)間，綜合評(píng)價(jià)創(chuàng)新資本對(duì)主并企業(yè)并購績(jī)效的影響。

三、研究設(shè)計(jì)與實(shí)證分析

（一）變量定義

本文以2010年和2011年進(jìn)行并購交易的高新技術(shù)上市企業(yè)為研究對(duì)象，2010年發(fā)生并購企業(yè)樣本的績(jī)效變化研究期間為2010—2014年，2011年發(fā)生并購企業(yè)樣本的績(jī)效變化研究期間為2011—2015年，將2010年和2011年的樣本疊加，研究主并企業(yè)并購當(dāng)年的創(chuàng)新資本與并購當(dāng)年至并購后第四年的績(jī)效之間的關(guān)系。

被解釋變量。本文采用因子分析法提取主并企業(yè)的并購績(jī)效作為被解釋變量，以分別代表企業(yè)盈利能力（總資產(chǎn)報(bào)酬率、凈資產(chǎn)收益率、每股收益）、營(yíng)運(yùn)能力（總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率、流動(dòng)資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率、存貨周轉(zhuǎn)率）、償債能力（流動(dòng)比率、速動(dòng)比率、資產(chǎn)負(fù)債率）和成長(zhǎng)能力（營(yíng)業(yè)收入增長(zhǎng)率、凈利潤(rùn)增長(zhǎng)率、總資產(chǎn)增長(zhǎng)率）的12個(gè)業(yè)績(jī)指標(biāo)作為因子分析的原始指標(biāo)。[1516]

解釋變量。本文采用因子分析法提取主并企業(yè)的創(chuàng)新資本作為解釋變量。對(duì)于創(chuàng)新資本的原始測(cè)量指標(biāo)，本文借鑒李冬偉[6]、劉玉平[9]、WenMin Lu[17]等學(xué)者的研究，以研發(fā)生產(chǎn)率、研發(fā)支出、研發(fā)員工所占比率和研發(fā)密度作為解釋變量。其中研發(fā)生產(chǎn)率是指企業(yè)并購當(dāng)年研發(fā)總支出占企業(yè)平均總資產(chǎn)的比率；研發(fā)支出為企業(yè)并購當(dāng)年研發(fā)總支出；研發(fā)員工所占比率等于企業(yè)研發(fā)人員總?cè)藬?shù)（包括技術(shù)人員和研發(fā)人員）除以企業(yè)員工總?cè)藬?shù)；研發(fā)密度為企業(yè)并購當(dāng)年研發(fā)總支出占主營(yíng)業(yè)務(wù)收入凈額的比率。

控制變量。本文選取股權(quán)集中度和企業(yè)規(guī)模兩個(gè)指標(biāo)作為控制變量[1819]。其中股權(quán)集中度是指企業(yè)第一大股東的持股比例；企業(yè)規(guī)模體現(xiàn)在企業(yè)的總資產(chǎn)上，因此采用企業(yè)總資產(chǎn)的自然對(duì)數(shù)來表示。

（二）多元回歸模型

本文采用最小二乘法回歸模型（OLS）和分位數(shù)回歸模型來分析主并企業(yè)創(chuàng)新資本與并購績(jī)效之間的關(guān)系，OLS估計(jì)的是主并企業(yè)創(chuàng)新資本對(duì)并購績(jī)效的平均效應(yīng)，而分位數(shù)回歸模型相比OLS能更精確地反映主并企業(yè)創(chuàng)新資本對(duì)并購績(jī)效處于不同水平的影響。因此，本文同時(shí)采用OLS和分位數(shù)回歸模型進(jìn)行分析，以更全面地反映主并企業(yè)創(chuàng)新資本對(duì)并購績(jī)效的影響。采用的具體回歸模型如下：

模型一：最小二乘法回歸模型

模型二：分位數(shù)回歸模型

其中，Perf、IC、CR、SIZE分別表示主并企業(yè)并購績(jī)效、創(chuàng)新資本、股權(quán)集中度和企業(yè)規(guī)模；i（i=1，2，3，…，N）表示第i家企業(yè)；tm（m=0，1，2，3，4）表示并購當(dāng)年、并購后第一年、并購后第二年、并購后第三年和并購后第四年；β0代表常數(shù)，

β1、β2、β3分別為主并企業(yè)創(chuàng)新資本、股權(quán)集中度、企業(yè)規(guī)模的回歸系數(shù)；uitm為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。回歸模型是利用主并企業(yè)并購當(dāng)年的創(chuàng)新資本、股權(quán)集中度、企業(yè)規(guī)模作為自變量，分別對(duì)并購當(dāng)年、并購后第一年、并購后第二年、并購后第三年和并購后第四年的主并企業(yè)并購績(jī)效進(jìn)行多元回歸分析。分位數(shù)回歸模型中的τ表示主并企業(yè)并購績(jī)效考察的分位點(diǎn)。

（三）數(shù)據(jù)來源和樣本選取

根據(jù)本文研究的需要，樣本的篩選遵循以下原則：（1）主并企業(yè)為滬深交易所（包括主板、中小板、創(chuàng)業(yè)板）的高新技術(shù)上市企業(yè)；（2）樣本選取的“并購”行為只包括資產(chǎn)收購和股權(quán)收購；（3）剔除有異常經(jīng)營(yíng)狀況的企業(yè)，〖WTBZ〗如ST、*ST的企業(yè)；（4）為保證樣本數(shù)據(jù)的完整性，剔除無法連續(xù)五年獲得完整數(shù)據(jù)的企業(yè)；（5）若企業(yè)在同一年內(nèi)進(jìn)行多次并購事件，則選取年內(nèi)完成交易額最大的那次納入樣本。經(jīng)過篩選，最終選取178家高新技術(shù)上市企業(yè)為樣本，所有數(shù)據(jù)來源于同花順I(yè)find集群版數(shù)據(jù)庫和企業(yè)年度報(bào)告財(cái)務(wù)報(bào)表附注資料。

（四）實(shí)證結(jié)果分析

本文先對(duì)并購績(jī)效和創(chuàng)新資本的測(cè)量指標(biāo)體系進(jìn)行因子分析，并購當(dāng)年的KMO檢驗(yàn)和Bartlett 球形度檢驗(yàn)結(jié)果如表1所示，KMO值在0781～0912之間（大于07），Bartlett 球形度檢驗(yàn)的χ2統(tǒng)計(jì)量的顯著性水平為0000（小于001），說明樣本數(shù)據(jù)具有相關(guān)性，適宜做因子分析。并購后第一年至并購后第四年的并購績(jī)效測(cè)量指標(biāo)體系的KMO值都大于07，Bartlett 球形度檢驗(yàn)的χ2統(tǒng)計(jì)量的顯著性水平都小于001，也適宜做因子分析。因此，本文對(duì)主并企業(yè)并購當(dāng)年（t0）以及并購后四年（t1、t2、t3、t4）的并購績(jī)效原始指標(biāo)體系進(jìn)行因子分析，得到并購當(dāng)年以及并購后四年的因子綜合得分指標(biāo)（F0、F1、F2、F3、F4），將其作為模型的被解釋變量（Perf）；同時(shí)對(duì)主并企業(yè)并購當(dāng)年（t0）創(chuàng)新資本的測(cè)量指標(biāo)體系進(jìn)行因子分析，將因子分析的綜合得分指標(biāo)作為模型的解釋變量（IC）。

1.描述性統(tǒng)計(jì)分析

首先，對(duì)最終得到的178家高新技術(shù)上市企業(yè)樣本的行業(yè)分布以及數(shù)量進(jìn)行分析，如表2所示。

其次，對(duì)樣本的各個(gè)變量進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì)分析，主要對(duì)變量的均值、最小值、最大值、標(biāo)準(zhǔn)差進(jìn)行分析，結(jié)果如表3所示。

由表3可知，主并企業(yè)并購當(dāng)年的并購績(jī)效均值為00165，并購后第一年并購績(jī)效均值稍微下降，但并購后第二年至并購后第四年并購績(jī)效均值呈上升趨勢(shì)。此外，并購當(dāng)年至并購后第四年主并企業(yè)并購績(jī)效最大值與最小值的差呈遞增趨勢(shì)。

主并企業(yè)并購當(dāng)年的創(chuàng)新資本均值為06330，最小值為00028，最大值為67500，標(biāo)準(zhǔn)差為17727，表明主并企業(yè)并購當(dāng)年的創(chuàng)新資本數(shù)據(jù)離散性較大。

2.多元回歸分析

分位數(shù)回歸模型考察了τ=01，025，04，05，06，075，09各分位點(diǎn)上的主并企業(yè)創(chuàng)新資本對(duì)并購績(jī)效的影響。OLS回歸和分位數(shù)回歸檢驗(yàn)結(jié)果如表4所示。

通過OLS回歸檢驗(yàn)結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，在并購當(dāng)年、并購后第一年及第二年主并企業(yè)創(chuàng)新資本與并購績(jī)效的OLS回歸系數(shù)均為正數(shù)，且這三年的OLS回歸系數(shù)顯著性水平都為1%，由此說明這三年里創(chuàng)新資本對(duì)并購績(jī)效總體上具有顯著的正向作用。此外，這三年創(chuàng)新資本對(duì)并購績(jī)效的OLS回歸系數(shù)從01364上升到01912，表明創(chuàng)新資本對(duì)并購績(jī)效的作用呈現(xiàn)逐年上升趨勢(shì)。主要原因在于，高新技術(shù)企業(yè)實(shí)施并購后，主并企業(yè)與被并購企業(yè)在人才管理、規(guī)章制度、技術(shù)資源以及企業(yè)文化等方面存在較大差異，導(dǎo)致并購雙方需要一定時(shí)間進(jìn)行整合，而在這個(gè)整合期間內(nèi)主并企業(yè)的并購績(jī)效會(huì)受到較多因素的影響，比如主并企業(yè)的動(dòng)態(tài)整合能力、并購雙方的制度及文化差異程度等[2021]，因此雖然創(chuàng)新資本對(duì)并購績(jī)效有正向的作用，但這種作用強(qiáng)度是較為微弱的。隨著并購雙方在各方面的磨合與協(xié)調(diào)，主并企業(yè)逐步回歸正常運(yùn)作，同時(shí)創(chuàng)新資本對(duì)并購績(jī)效的作用也逐漸顯現(xiàn)出來，對(duì)并購績(jī)效的正向作用逐年上升，這表明創(chuàng)新資本具有累積效應(yīng)，可以影響企業(yè)未來的并購績(jī)效。

從OLS回歸檢驗(yàn)結(jié)果看，并購后第三年主并企業(yè)創(chuàng)新資本對(duì)并購績(jī)效的OLS回歸系數(shù)顯著性水平為10%，仍呈顯著的正向作用；但作用趨勢(shì)較并購后第二年有較大的下降，表現(xiàn)在創(chuàng)新資本對(duì)并購績(jī)效的OLS回歸系數(shù)由01912降為01593。到了并購后第四年，創(chuàng)新資本對(duì)并購績(jī)效的OLS回歸系數(shù)不再顯著，但系數(shù)仍然為正（為01145），表明創(chuàng)新資本對(duì)并購績(jī)效的正向作用甚微。并購后第三年和并購后第四年創(chuàng)新資本對(duì)并購績(jī)效的正向作用趨勢(shì)之所以下降，主要原因是創(chuàng)新資本對(duì)并購績(jī)效的影響存在一定的期限性，當(dāng)超過了這個(gè)期限，主并企業(yè)創(chuàng)新資本對(duì)并購績(jī)效的影響就會(huì)變得越來越弱。因此，如果要繼續(xù)保持創(chuàng)新資本對(duì)并購績(jī)效的貢獻(xiàn)作用，就需要并購后期持續(xù)加強(qiáng)對(duì)創(chuàng)新資本的獲取。

而從分位數(shù)回歸模型檢驗(yàn)結(jié)果來看，并購當(dāng)年、并購后第一年及第二年創(chuàng)新資本在不同并購績(jī)效分位點(diǎn)的系數(shù)顯著性水平和分位回歸系數(shù)均存在差異，但分位回歸系數(shù)分別通過了1%、5%、10%的顯著性水平檢驗(yàn)，且總體上創(chuàng)新資本對(duì)并購績(jī)效的分位回歸系數(shù)隨著并購績(jī)效的提高而增大，表明在并購績(jī)效的各分位點(diǎn)上創(chuàng)新資本對(duì)并購績(jī)效均有顯著的正向作用。這說明企業(yè)越重視并購當(dāng)年創(chuàng)新資本的獲取與運(yùn)作，創(chuàng)新資本發(fā)揮的作用越大，企業(yè)的并購績(jī)效就越好；也可以認(rèn)為，并購績(jī)效越好的企業(yè)其并購當(dāng)年的創(chuàng)新資本對(duì)并購績(jī)效的貢獻(xiàn)就越大。因此，在這三年創(chuàng)新資本對(duì)并購績(jī)效的分位回歸系數(shù)隨著并購績(jī)效分位點(diǎn)的提高逐步增大，即并購績(jī)效處于高分位點(diǎn)的主并企業(yè)其并購當(dāng)年的創(chuàng)新資本對(duì)并購績(jī)效的貢獻(xiàn)比并購績(jī)效處于低分位點(diǎn)的企業(yè)大。

從分位回歸模型檢驗(yàn)結(jié)果看，并購后第三年主并企業(yè)并購績(jī)效在各分位點(diǎn)上的回歸系數(shù)也分別通過了1%、5%、10%的顯著性水平檢驗(yàn)，且分位回歸系數(shù)仍然隨著并購績(jī)效的提高而增大，但相比于并購后第二年對(duì)應(yīng)的各分位點(diǎn)系數(shù)卻都有大幅的減小。從并購后第四年的分位數(shù)回歸模型檢驗(yàn)結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，主并企業(yè)創(chuàng)新資本對(duì)并購績(jī)效的分位回歸系數(shù)在較低的分位點(diǎn)（τ≤06）未通過顯著性水平檢驗(yàn)，只在τ=075和τ=09的較高分位點(diǎn)上主并企業(yè)創(chuàng)新資本對(duì)并購績(jī)效具有顯著的正向作用。并購后第四年創(chuàng)新資本對(duì)并購績(jī)效的分位回歸系數(shù)顯著性存在差異的原因在于并購績(jī)效較好的主并企業(yè)對(duì)創(chuàng)新資本的獲取及運(yùn)作能力較強(qiáng)，從而使創(chuàng)新資本給企業(yè)帶來效益的期限也較長(zhǎng)。

對(duì)于股權(quán)集中度和企業(yè)規(guī)模這兩個(gè)控制變量，無論是從OLS回歸檢驗(yàn)結(jié)果來看，還是從分位數(shù)回歸模型檢驗(yàn)結(jié)果來看，兩者在并購當(dāng)年、并購后第一年至第四年對(duì)并購績(jī)效的作用基本上未表現(xiàn)出顯著性，但OLS回歸系數(shù)和分位數(shù)回歸系數(shù)都為正，說明股權(quán)集中度和企業(yè)規(guī)模對(duì)主并企業(yè)并購績(jī)效雖然會(huì)產(chǎn)生正向的作用，但是這種作用是較微弱的。

3.穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了檢驗(yàn)本文結(jié)論的穩(wěn)健可靠，本文從以下兩個(gè)方面進(jìn)行分析。首先，替換部分自變量的測(cè)量指標(biāo)（結(jié)果如表5中的穩(wěn)健性檢驗(yàn)1、穩(wěn)健性檢驗(yàn)2所示）。具體包括：（1）以企業(yè)并購當(dāng)年研發(fā)總支出占企業(yè)平均所有者權(quán)益的比率作為研發(fā)生產(chǎn)率的替代指標(biāo)；（2）以企業(yè)并購當(dāng)年研發(fā)總支出占主營(yíng)業(yè)務(wù)成本的比率作為研發(fā)密度的替代指標(biāo)。其次，考慮對(duì)極端值的不同處理方式（結(jié)果如表5中的穩(wěn)健性檢驗(yàn)3、穩(wěn)健性檢驗(yàn)4所示）。具體包括：（1）剔除因變量IC的絕對(duì)值小于1的極端樣本；（2）對(duì)連續(xù)變量進(jìn)行上下5%比例的Winsorize 處理。重新回歸得到的結(jié)果與前文分析的結(jié)論一致，從而進(jìn)一步證實(shí)了本文的研究結(jié)論。

四、結(jié)論與建議

（一）結(jié)論

本文以2010年、2011年進(jìn)行并購交易的178家高新技術(shù)上市企業(yè)為樣本，就主并企業(yè)創(chuàng)新資本對(duì)并購績(jī)效的影響進(jìn)行了實(shí)證研究，得到以下兩個(gè)結(jié)論：

第一，主并企業(yè)并購當(dāng)年的創(chuàng)新資本對(duì)并購績(jī)效存在顯著的、期限性的正向作用，且作用趨勢(shì)呈倒微笑曲線型。具體表現(xiàn)從OLS回歸檢驗(yàn)結(jié)果可看出，并購當(dāng)年至并購后第二年，主并企業(yè)創(chuàng)新資本對(duì)并購績(jī)效均呈顯著的正向作用，作用趨勢(shì)逐年上升。并購后第三年主并企業(yè)創(chuàng)新資本對(duì)并購績(jī)效的正向作用仍顯著，但作用趨勢(shì)開始下降；到了并購后第四年，主并企業(yè)創(chuàng)新資本對(duì)并購績(jī)效的OLS回歸系數(shù)雖然仍為正，但未通過顯著性檢驗(yàn)，作用趨勢(shì)較并購后第三年進(jìn)一步下降。

第二，主并企業(yè)并購當(dāng)年的創(chuàng)新資本對(duì)各年并購績(jī)效的正向作用隨著并購績(jī)效水平的提高而增強(qiáng)，且并購當(dāng)年績(jī)效越好的企業(yè)其創(chuàng)新資本對(duì)并購績(jī)效的作用期限越長(zhǎng)。具體表現(xiàn)可從分位數(shù)回歸模型檢驗(yàn)結(jié)果而知，在并購當(dāng)年至并購后第三年，主并企業(yè)創(chuàng)新資本在各分位點(diǎn)上對(duì)并購績(jī)效均具顯著的正向作用，且各年主并企業(yè)創(chuàng)新資本對(duì)并購績(jī)效的正向作用強(qiáng)度由并購績(jī)效的低分位點(diǎn)到高分位點(diǎn)逐漸提高；在并購后第四年，雖然在各并購績(jī)效分位點(diǎn)上主并企業(yè)的創(chuàng)新資本對(duì)并購績(jī)效的作用強(qiáng)度變化趨勢(shì)沒變，但只在并購績(jī)效較高分位點(diǎn)上（τ≥075）主并企業(yè)創(chuàng)新資本對(duì)并購績(jī)效的正向作用是顯著的。

（二）建議

根據(jù)本文的研究結(jié)論，針對(duì)高新技術(shù)企業(yè)創(chuàng)新資本相關(guān)決策提出幾點(diǎn)建議，以期有助于高新技術(shù)企業(yè)提高并購績(jī)效：

第一，以獲取被并購企業(yè)創(chuàng)新資本為目標(biāo)的主并企業(yè)在實(shí)施并購前，應(yīng)該針對(duì)被并購企業(yè)的創(chuàng)新資本進(jìn)行綜合評(píng)估，以便尋找到與企業(yè)所需創(chuàng)新資本吻合的目標(biāo)企業(yè)，從而提高并購的效率和效益。

第二，重視并購當(dāng)年創(chuàng)新資本的運(yùn)作管理，主并企業(yè)應(yīng)該針對(duì)創(chuàng)新資本的運(yùn)作制定相關(guān)的戰(zhàn)略規(guī)劃，使所獲取的創(chuàng)新資本能夠發(fā)揮最大的效用，因創(chuàng)新資本發(fā)揮的效用越大，其對(duì)并購績(jī)效的貢獻(xiàn)才會(huì)越大。

第三，主并企業(yè)應(yīng)該加快并購整合速度，縮短并購雙方磨合期，以避免因并購引起的核心技術(shù)人員或研發(fā)人員的流失，減少并購績(jī)效的干擾因素，凸顯創(chuàng)新資本在并購績(jī)效的貢獻(xiàn)地位。

第四，由于并購當(dāng)年的創(chuàng)新資本對(duì)并購績(jī)效的后續(xù)影響有一定的期限特征，因此要想繼續(xù)發(fā)揮創(chuàng)新資本在并購績(jī)效中的作用，主并企業(yè)在并購后期需加強(qiáng)創(chuàng)新資本的有效整合和內(nèi)部培育，以確保創(chuàng)新資本對(duì)企業(yè)可持續(xù)發(fā)展的效用?！糎J〗〖LM〗

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責(zé)任編輯：張巖林