張 晨，萬相昱，2

(1.中國社會科學院大學(研究生院)；2.中國社會科學院 數量經濟與技術經濟研究所，北京 102488)

0 引言

關于并購是否影響創(chuàng)新活動(創(chuàng)新投入和創(chuàng)新效率)一直存在爭論。對于一個以技術資源為基礎的公司，并購被作為一項重要戰(zhàn)略，能夠增加公司技術資源積累，節(jié)約創(chuàng)新時間[2]。此外，并購作為更新和提升現有知識儲備的工具，能夠避免由于重復研究造成的創(chuàng)新遲鈍和簡化[3-4]。根據傳統(tǒng)經濟理論，并購者通過并購活動實現規(guī)模擴張，以獲得R&D規(guī)模效應。因此，大公司會通過克服R&D項目的不可分性和更加穩(wěn)定的R&D資源投入獲取收益[5]。另外，大公司通過在更多產品上分攤R&D成本，即以更低的單位R&D投入提升管理水平、雇傭更多科研人員，從而提高R&D產出。最后，大公司能夠從范圍經濟中獲益，如面對大量R&D項目同時進行，其在成本管理和風險分擔方面更具經驗與能力。

然而，關于并購和創(chuàng)新活動關系的經驗證據卻與理論預期不相符。一些研究關注并購活動對R&D投入的影響，但沒有發(fā)現任何顯著關系[6]，甚至可能出現消極影響[7-9]。另一些研究關注并購活動對并購者R&D產出的影響，結論或者為無顯著關系[10]，或者為存在消極影響[11]。學者們對于并購與創(chuàng)新活動的理論關系，及其與經驗證據的背離給予了大量解釋。如并購對創(chuàng)新活動的消極影響可能源自R&D項目管理時間和精力的分散，也可能由于并購造成R&D項目的暫時中斷[12-13]。另外，被并購公司員工的離職或者投資動機的缺乏都有可能對創(chuàng)新活動產生抑制作用[12]。其它方面原因，如對于并購結果的失望、并購雙方市場和產品技術層面的較大差異也會阻礙創(chuàng)新活動[14-15]。

本文將從3個方面拓展已有的企業(yè)并購與創(chuàng)新活動關系研究：①將并購者創(chuàng)新活動分為創(chuàng)新投入(R&D強度，由R&D支出與總資產的比值度量)和創(chuàng)新效率(R&D產出效率，由每百萬R&D支出獲得的授權專利數量度量)。大多數文獻只關注其中之一，同時研究兩者能夠區(qū)分并購活動的投入和產出效應，檢驗并購行為能夠激發(fā)哪種效應產生；②除對并購活動的創(chuàng)新效應進行研究外，本文基于并購者特征，重點分析創(chuàng)新投入和創(chuàng)新效率變化原因。Sorescu等[16]強調并購者特征是決定并購結果的關鍵因素，其比交易特征更重要，如并購雙方的市場相關性和技術相似度[14,17]?；诮M織學習理論[18]和公司金融理論[19]，反映并購者吸收學習能力和財務能力的企業(yè)特征顯著影響并購者對于理想目標公司的選擇，以及從并購中獲得收益的能力，因此，本文在理論分析中引入并購者不同技術領域的知識儲備規(guī)模和集中度、并購期的杠桿水平及增長率。另外，設立諸多包含公司特征的控制變量；③并購決策可能與公司特征存在相關性，而這些特征可能影響并購后的創(chuàng)新活動，從而產生內生性問題。為了解決潛在內生性，實證分析采用廣受歡迎的傾向得分法[20-21]。在因果關系判斷上具有良好適用性的傾向得分法允許檢驗并購者創(chuàng)新活動發(fā)生的改變。需要指出的是，本文研究重點是并購者，而不是事件發(fā)生前后并購雙方的總變化[11，9]，這是因為后者需要提供并購雙方的財務數據，而樣本公司全部為非上市公司，存在一定的數據獲取難度。

1 理論背景與研究假設

1.1 并購者創(chuàng)新活動

本研究關注并購是否以及怎樣影響并購者創(chuàng)新活動，即并購前后創(chuàng)新投入和創(chuàng)新效率的變化。已有文獻為本文研究提供了扎實的理論基礎。Cassiman[5]利用來自31個并購事件管理層的訪談數據，對并購完成前后公司R&D投入(研發(fā)人員、實驗設備)與創(chuàng)新產出(技術知識、專利、新產品)進行對比分析，但是該研究只關注相關性，沒有提供全部創(chuàng)新績效的經驗證據；Ornaghi[11]利用27起醫(yī)藥行業(yè)的大型并購事件進行研究，發(fā)現被并購者出現了較低的創(chuàng)新投入(R&D和R&D強度增長)、創(chuàng)新產出(專利增長)以及產出效率(專利/R&D增長)，當嘗試控制并購可能出現的內生性后，這種負相關關系變得不再顯著；Stiebale&Reize[7]基于德國公司的檢驗結果發(fā)現，外資并購不利于本國企業(yè)創(chuàng)新；Xu&Jianhuan[22]基于理論模型發(fā)現，并購能夠提升公司生產率，禁止并購降低了美國經濟增長率和全要素生產率；Schiffbauer[8]利用英國1997-2007年發(fā)生并購行為的公司數據檢驗外資并購與公司全要素生產率關系，結果發(fā)現外資所有權與公司長期全要素生產率并無顯著關系；Haucap[9]對1991-2007年醫(yī)藥制造領域的并購事件進行實證分析，發(fā)現在高科技密集領域，并購行為不利于并購公司和目標公司創(chuàng)新，并購雙方的異質性顯著影響事后的創(chuàng)新行為。馬述忠、馮晗[23]發(fā)現，并購前后企業(yè)的創(chuàng)新激勵有明顯提升；陳玉罡等[25]利用2000-2010年外資并購樣本發(fā)現，外資并購促進了研發(fā)人員規(guī)模擴大，但是并未提升研發(fā)強度和專利產出[24]；王宛秋、馬紅君[26]發(fā)現并購后的創(chuàng)新績效受到財務資源的顯著影響；王宛秋、邢悅[27]認為并購存在積極作用，由于并購中會面臨融資約束，企業(yè)較少利用現金支付，因此不會影響后續(xù)研發(fā)投入；張弛、余鵬翼[28]針對2006-2015年中國219起技術并購事件，研究發(fā)現，橫向并購會降低企業(yè)研發(fā)效率，導致并購績效顯著下降。還有諸多其它研究成果鞏固了對于并購與創(chuàng)新活動關系的認識，但是它們往往只關注創(chuàng)新投入[6]或者創(chuàng)新效率[14，29]。本文將在控制一系列被證明存在顯著影響的變量后，同時對創(chuàng)新投入和創(chuàng)新效率進行研究[5]。

本文只關注并購方的創(chuàng)新活動，原因有兩個。第一，并購完成后涉及與創(chuàng)新活動相關的管理決策一般由并購者一方主導[30]。Hambrick&Cannella[31]提出，并購者管理層傾向于“殖民”(colonize)目標公司，并且Kapoor&Lim[32]發(fā)現，目標公司的創(chuàng)新活動在并購后逐漸與并購方趨同。第二，高新技術產業(yè)的知識貶值速度非?？靃33]，并購方利用目標公司知識儲備的能力是決定并購后創(chuàng)新活動成效的關鍵。因此，本文在理論構建中主要參考組織學習和財務金融理論文獻，以尋找出影響并購者吸收學習能力以及財務能力的因素。

1.2 并購者吸收能力與創(chuàng)新效率

根據Cohen&Levinthal[34]的研究，企業(yè)對于外部信息價值的識別、消化以及將其應用于商業(yè)的能力被稱為吸收能力(Absorptive Capacity)。具備優(yōu)秀吸收能力的并購者往往能夠從并購中獲取顯著收益。原因在于，首先，與競爭對手相比，他們善于根據自身戰(zhàn)略目標尋找到合適的并購對象。該方面能力被稱為資源篩選能力或者潛在吸收能力[18，35]，其刻畫了公司在具體行動前對于信息的分析、篩選和理解能力。因此，良好的吸收能力能夠驅使并購者選擇到合適的并購對象或者使其遠離糟糕的目標公司。然而，僅僅擁有識別合適并購對象的能力是不夠的，還應該具備在并購發(fā)生后整合利用目標公司資源的能力，該方面能力被稱為構建能力或者實現能力[18][35]，它能夠幫助并購者充分利用和實現目標公司資源價值最大化。因此，擁有卓越吸收能力的并購者理應能夠整合目標公司資源，充分利用其知識儲備進行創(chuàng)新活動[4，36]。另外，研發(fā)水平是吸收能力的重要構成維度[37]，可以推知，由R&D活動積累的知識儲備能夠提高公司的潛在和實際吸收能力，因此提出本文研究假設：

H1：擁有較大知識儲備的并購者在并購發(fā)生后能夠實現較高的創(chuàng)新效率。

上述假設充分反映了Cohen&Levinthal[34]的觀點，即吸收能力強的公司擁有在不同體量知識儲備之間進行學習和轉換的能力。然而，假設關系可能受到并購者不同技術領域知識儲備分布(知識集中度)的影響。此外，并購雙方產品市場的相似度(相關領域并購和不相關領域并購)也會影響知識儲備規(guī)模與R&D產出效率關系。

在相關領域并購中，并購雙方擁有重合的產品市場，在管理經驗和技術領域也具備較高的相似度[9，14]，同時，更高的知識集中度意味著特定技術領域擁有更高的專業(yè)性。兩者共同作用，使得并購者更加容易識別并購目標以及整合目標公司資源。因此，本文預測知識集中度對知識儲備規(guī)模與創(chuàng)新效率關系將產生積極調節(jié)作用。事實上，Prabhu等[10]利用1988-1997年149起并購事件發(fā)現，并購者的R&D產出與知識深度顯著相關。因此，可以預測在相關領域并購中，并購者知識儲備集中度會對知識儲備規(guī)模與創(chuàng)新效率關系產生積極影響。

H2a：在相關領域并購中，知識儲備規(guī)模和集中度的交互項與并購者創(chuàng)新效率正相關。

在不相關領域并購中，盡管大規(guī)模的知識儲備能夠提高并購者吸收能力，但是知識集中度將會對知識儲備規(guī)模與并購者創(chuàng)新效率關系產生消極影響。基于Ashb[38]的必要多樣性觀點，本文認為公司保留一定程度的多元化能夠為并購者提供多樣化的知識儲備，幫助其在不相關領域并購中解決吸收和利用外部知識的困難。雖然知識集中度較高意味著在相關領域更具專業(yè)性，但是過窄的知識范圍不易于理解和吸收不相關領域目標公司的技術與資源。在目標公司選擇階段，專業(yè)化并購者有可能形成不合理的外部觀點[39]，阻礙尋找并購對象。在并購整合階段，專業(yè)化并購者更可能出現管理僵化[40]，導致吸收利用目標公司異質性資源的失敗。因此，本文認為保持一定程度的知識多元化有助于實現對不相關領域資源的吸收和利用。

H2b：在不相關領域并購中，知識儲備規(guī)模和集中度的交互項與并購者創(chuàng)新效率負相關。

1.3 并購者財務能力與創(chuàng)新活動

決定并購者整合和利用目標公司資源績效的關鍵因素包括：其具備足夠的財務能力進行補充性資產投入，如R&D、相關人力資本和物質資本[41]。較高的債務水平會限制并購方融資能力或者減少內部現金流，進而阻礙其進行杠桿水平提高的投資活動[8，42]。

基于上述觀點，并購期并購方較高的杠桿水平和債務增長率將會對創(chuàng)新投入產生消極影響。高杠桿水平造成消極影響的原因有：①高債務水平往往意味著需要大量現金流用于支付債務成本，因此可以進行創(chuàng)新活動的資金減少；②反對長期投資的短利主義[19]。高杠桿水平意味著公司具有較高的財務風險，此時管理層傾向于削減回報周期長的風險投資，如R&D活動。另外，高債務水平可能限制管理層的自由裁量權，如債務人可能會通過嚴格的債務合同限制資金使用[43]。同時，債務水平也會提高風險厭惡性債務人比重——他們不喜歡風險性高的投資活動，如R&D。因此假設：

H3a：并購活動期擁有高杠桿水平的并購者將會實施較少的創(chuàng)新投入。

與上述持不同觀點的學者認為，高杠桿水平可能不會對創(chuàng)新投入產生抑制作用。面對可能實現價值提升的投資機會，管理層將會首先使用內部現金流，然后舉債，當杠桿達到最高水平后發(fā)行股票[44]。因此，高杠桿水平并不意味一定存在融資約束，而只是反映了管理層關于內部現金流與外部融資機會的權衡。與之對應的是顯著的杠桿增長意味著可利用的杠桿融資機會減少。Gurtner等[42]、Cosci等[43]均發(fā)現，顯著的杠桿增加會降低R&D強度。因此假定：

H3b：并購活動期擁有高杠桿增長水平將會帶來較低的創(chuàng)新投入。

分析杠桿水平與創(chuàng)新效率關系需要考慮投資收益問題。債務被認為是對管理層行為的約束，確保其不損害股東利益[45]。高杠桿水平公司管理層會面臨來自資本市場更加嚴格的監(jiān)督，迫使其挑選更合適的并購目標以及面對諸多R&D項目競爭時更有效地分配資源，這意味著杠桿水平與并購后創(chuàng)新效率正相關。

H4a：擁有高杠桿水平的并購者可能獲得更高的R&D創(chuàng)新效率。

債務融資型并購活動需要向資本市場進行詳盡的財務信息披露[46]，這意味著參與并購活動的競爭者會獲得一些關鍵信息，進而引發(fā)激烈的競價行為，抬高目標公司出售價格，增加并購成本。因此，在具有較高融資和戰(zhàn)略成本的外部融資型并購活動中，并購者具有更高的協(xié)同效應預期，包括創(chuàng)新效率提升。然而，債務融資型并購活動將會在短期內導致杠桿水平顯著提升，迫使管理層更多投資于規(guī)模小、風險低的創(chuàng)新活動，以縮短回報周期、取悅投資者[19]。盡管該投資選擇不利于提升長期創(chuàng)新活動的產出效率，但是能夠提高中短期創(chuàng)新活動的回報率?；谏鲜龇治?，可以認為高杠桿會在短期內為并購者帶來創(chuàng)新效率提升。

H4b：并購活動期杠桿水平的高增長將為并購者帶來創(chuàng)新效率顯著提升。

2 研究設計

2.1 模型設定

評估并購影響并購方創(chuàng)新活動的重點是反事實表現的估計，即不發(fā)生并購的創(chuàng)新活動表現。為了對反事實表現進行估計，研究者通常需要將未發(fā)生并購樣本與并購樣本進行創(chuàng)新活動對比，但是如果并購的發(fā)生與公司特征相關，且這些特征是影響并購后創(chuàng)新活動的關鍵因素，那么簡單的對比分析就存在偏誤。為了克服上述困難，文本采用傾向得分方法進行并購選擇因素控制[20-21]。假定并購方和未發(fā)生并購的差異由并購前公司特征決定，基于此類特征計算得到的樣本公司并購概率則稱為“傾向得分”。進一步利用傾向得分作為估計權重[47]，可以得到平均處置效應(并購產生創(chuàng)新活動改變)的有效估計。

本文估計并購效應的方法類似于Danzon等[6]的思路：第一步，基于并購發(fā)生前公司特征和創(chuàng)新活動特征進行傾向得分估計；第二步，設定并購效應的研究時間窗t+1、t+2以及兩年平均值，采用平均值是為了降低并購效應波動性；第三步，以傾向得分p作為估計權重——發(fā)生并購公司的權重為1/p(如果并購公司具有較低并購率，即與未并購公司相似，則賦予較大權重)，未發(fā)生并購權重為1/(1-p)(如果非并購公司并購概率較大，即與并購公司相似，同樣賦予較高權重)，對創(chuàng)新活動(創(chuàng)新投入和創(chuàng)新效率)、影響因素以及一系列控制變量進行加權最小二乘(WLS)估計，反映并購是否發(fā)生的虛擬變量系數就是并購活動帶來的平均創(chuàng)新效應。

2.2 變量度量

2.2.1 被解釋變量

創(chuàng)新活動采用R&D投入和授權專利進行計量。盡管R&D投入和專利作為創(chuàng)新活動的度量指標具有諸多局限[48]，但是基于R&D投入和專利進行高科技企業(yè)創(chuàng)新活動度量相對合理[49]。專利應用涉及兩個日期——申請日期和授權日期，其中，后者更為合理，這是因為創(chuàng)新成果的實現更接近授予日期，而申請日期相對較早。本文關于創(chuàng)新活動的度量采用R&D強度(創(chuàng)新投入)和R&D產出效率(創(chuàng)新效率)。

(1)R&D強度。R&D強度采用R&D支出與總資產比值進行測算。基于公司規(guī)模的R&D支出標準化降低了度量指標對于并購前后公司規(guī)模變化的敏感性。R&D強度的計算窗口為t+1、t+2，以及并購后兩年的平均R&D強度。本文關于并購效應估算時間窗口的設定與已有文獻相似，選擇兩年窗口的原因為：①創(chuàng)新活動投入和產出時間一般間隔較長；②若時間窗口繼續(xù)延長，則會由于數據缺失導致樣本損失，且時間窗口過長，干擾因素較多。

(2)R&D產出效率。R&D產出效率采用授權專利數量與R&D支出比值(每百萬元)計算得到。需要注意兩點：①實現R&D產出需要一定時間；②如果并購發(fā)生時雙方擁有即將產生的創(chuàng)新成果(基于過去的創(chuàng)新投入)，那么其也被包含在內。與R&D強度計算窗口相同，基于并購后兩年平均值的計算是由于R&D投入轉化為產出需要一定時間，而采用單個年度指標可能具有較大波動性。

2.2.2 解釋變量

(1)并購發(fā)生。該變量為0-1虛擬變量，“=1”表示一個會計年度至少發(fā)生一起并購事件，否則等于0。

(2)知識儲備規(guī)模。并購方的知識儲備規(guī)模采用專利存量指標計算[51]，存量指標的計算基于永續(xù)盤存方法：PSt=(1-δ)PSt-1+Pt，其中，PSt為t年的專利存量，δ為折舊率，遵循Hall[52]的方法將其設定為15%，Pt為t年的專利數量。在回歸過程中，對專利存量指標進行標準化以降低計數據波動性。

(3)知識集中度。并購者知識集中度采用并購前3年[t-3,t-1] 的專利集中度，計算方法基于赫芬達爾—赫希曼指數：

(1)

其中，j=1…n為專利分類，P為總專利數量，Pj為第j類(IPC和LOC分類號前兩位)專利持有數量。

(4)杠桿水平。杠桿水平采用長期債務與權益賬面價值的比值計算。杠桿增長率為并購后第一年相比并購前一年的杠桿水平增長情況。

2.2.3 控制變量

采用行業(yè)和年度虛擬變量控制不可觀測因素?；谝延欣碚摲治?，選擇相關并購[29](若并購雙方屬于同一行業(yè)，則等于1，否則等于0)。管理層激勵根據激勵方式，將其分為股權激勵和薪酬激勵，股權激勵采用上一期管理層持股比例衡量，薪酬激勵采用上一期管理層貨幣報酬總額與政府補貼衡量，即企業(yè)獲得的政府補貼與營業(yè)收入的比值。另外，還控制了股權性質和股權集中度。其中，股權性質采用國有股比例度量，股權集中度則采用第一大股東持股比例衡量。估計并購發(fā)生概率時，額外控制規(guī)模(總資產)、成長性(營業(yè)收入增長率)和盈利能力(凈資產收益率)等變量。

3 實證檢驗

3.1 樣本來源與篩選

本文所需樣本主要來自國泰安數據庫，其中，并購樣本來自并購重組庫，專利數據、研發(fā)投入、政府補貼來自上市公司研發(fā)創(chuàng)新庫，專利涉及的IPC分類號(發(fā)明型和實用新型)以及LOC分類號(外觀設計)均來自國家專利局手動搜索完成。

數據樣本篩選條件：①并購方為上市公司；②并購方與標的方一對一；③選擇高新技術產業(yè)樣本，行業(yè)代碼分別為C27(醫(yī)藥制造業(yè))，C37(鐵路、船舶、航空航天和其它運輸設備制造業(yè))，C39(計算機、通訊及其它電子設備制造業(yè))，C40(儀器儀表制造業(yè))；④并購前買方持股低于50%，并購后不低于50%；⑤由于需要研究并購后兩年的創(chuàng)新活動，因此要求年份截至2015年；⑥專利狀態(tài)為已授權；⑦剔除數據缺失樣本；⑧并購首次公告前150個交易日及后30個交易日無其它重大事件發(fā)生。最后對連續(xù)變量進行1%和99%縮尾處理。最終獲得樣本163件，其中，發(fā)生并購樣本45件，相關并購29件，同一會計年度并購方均只發(fā)生一起并購活動，時間跨度為2011-2015年。

3.2 描述性統(tǒng)計

表1給出了并購樣本與非并購樣本變量的描述性統(tǒng)計，除了R&D投入強度和R&D產出效率外，其余變量度量時間均為并購發(fā)生前一年。將兩類樣本作對比分析，R&D投入強度統(tǒng)計結果顯示，非并購樣本第1年、第2年的平均值分別為0.033和0.020，并購樣本的平均值為0.025和0.024，差異較為明顯，即并購活動造成并購方R&D投入強度顯著降低。R&D產出效率變化具有相似特征，非并購樣本第1年、第2年每萬元R&D投入的專利產出數量分別為1.531件和1.527件，而并購樣本平均只有0.629件和0.334件，即并購活動帶來并購方R&D產出效率降低。

表1 樣本描述性統(tǒng)計結果

注：括號外為非并購樣本，括號內為并購樣本，下同

3.3 實證結果與分析

本文主要關注并購是否對并購方創(chuàng)新活動產生影響。將創(chuàng)新活動界定為創(chuàng)新投入和創(chuàng)新產出兩個方面，分別采用R&D投入強度(R&D投入與資產比值)和R&D產出效率(每百萬元R&D投入的專利產出數量)進行度量，考慮到創(chuàng)新活動的滯后性，重點研究并購后一年和兩年的創(chuàng)新活動。根據理論分析，并購對創(chuàng)新性的影響主要考慮并購方知識儲備、知識集中度和杠桿水平3個方面。因此，為了對上述影響進行檢驗，在基準回歸基礎上(只包含并購變量和控制變量)增加了理論假設的機制檢驗。另外，由于潛在內生性問題，本文利用傾向得分法，采用Logit模型對并購發(fā)生前的并購概率進行估計，以并購概率的倒數作為權重進行加權最小二乘估計。

3.3.1 并購與創(chuàng)新投入

表2給出了并購與創(chuàng)新投入(R&D投入強度)關系的檢驗結果。首先觀察基準回歸結果，第2列、第3列和第4列分別對應并購后第一年、第二年以及并購后兩年平均的R&D投入強度檢驗結果。由于被解釋變量采用并購后兩年的平均R&D投入強度度量時，模型整體并不顯著(F值為1.670)，因此不予考慮。并購完成后前兩年的MA系數分別為-0.012和0.005，對應的t值為-3.960和2.220，至少在5%水平下顯著，意味著并購活動發(fā)生后并購方的R&D投入強度在第一年顯著下降，第二年顯著提升。但是由于第二年檢驗模型整體的顯著性不高(F值為2.130，在10%水平下顯著)，因此并購后第二年R&D投入強度提高的結果并不可靠。

表2中后三列為機制檢驗結果。根據前文理論假設，實證模型中引入并購活動發(fā)生前一年的知識儲備規(guī)模、知識集中度、杠桿水平、杠桿增長率以及相關并購變量，由于這些變量從理論上會對并購活動的創(chuàng)新效應產生影響，因此在實證模型中表現為與并購變量的交互項。首先可以發(fā)現，引入上述解釋變量后，模型整體的顯著性有了大幅提高(F值分別為5.840、4.130和7.700)，并購變量只在被解釋變量采用R&D投入強度(后1年)度量時顯著小于0，系數為-0.013，t值為-2.970，并且和基準回歸的-0.012較為接近，說明控制其它影響因素后，并購方在并購后第一年的R&D投入強度顯著下降，該結果與已有研究一致[12]。考慮到并購方知識儲備規(guī)模的影響，在表2后三列的機制檢驗結果中，知識儲備規(guī)模和并購交互項的系數分別為-0.003、-0.002和-0.003，至少在10%水平上顯著小于0，與知識儲備相關的交互項——知識儲備規(guī)模×相關并購、知識儲備規(guī)模×知識集中度、知識儲備規(guī)?！林R集中度×相關并購系數分別顯著大于0、大于0和小于0，意味著并購方知識集中度和相關并購均會顯著影響并購方知識儲備對并購效應的作用，并購方財務能力同樣顯著影響并購后的R&D投入強度，即假設H3a和H4b成立，當杠桿水平系數顯著小于零時，杠桿增長率則顯著大于零。

綜合并購與R&D投入強度關系的檢驗結果可以發(fā)現：①并購活動造成并購方創(chuàng)新投入顯著下降，特別是并購完成后的第一年；②并購者的知識儲備規(guī)模越大，并購后的創(chuàng)新投入降低越多；③知識集中度對知識儲備規(guī)模和并購效應關系的影響需要考慮并購相關性，對于相關性并購，知識集中度的調節(jié)效應是負的(知識儲備規(guī)模×知識集中度和知識儲備規(guī)?！林R集中度×相關并購的系數和)，非相關性并購則顯著為正(知識儲備規(guī)模×知識集中度系數)；④債務水平對并購創(chuàng)新投入的影響是顯著的，并購前杠桿水平越高，則并購后的R&D投入強度降低越多。并購后杠桿增長率越高，R&D投入強度的降低越不顯著。

表2 并購與創(chuàng)新投入關系檢驗結果

注：表中括號內為t值。*、**和***分別表示在10%、5%和1%的水平下顯著

3.3.2 并購與創(chuàng)新效率

表3是關于并購活動對并購方創(chuàng)新效率影響的檢驗結果。從基準回歸結果看，并購系數分別為-0.757、-1.131和-0.944，具備統(tǒng)計顯著性，說明并購后第一年、第二年以及兩年的平均創(chuàng)新效率均出現顯著降低。再考察機制檢驗結果，引入并購方知識儲備、知識集中度、相關并購、杠桿水平后，并購系數較基準回歸更加顯著，分別為-1.293、-1.348和-1.320，系數絕對值也更大，充分說明并購活動降低了并購方的創(chuàng)新效率。進一步考察理論假設的檢驗結果，知識儲備規(guī)模系數估計結果為1.252、0.739和0.995，均在1%水平上顯著大于0，說明數據支持理論假設H1，即并購者的知識儲備規(guī)模越大，并購后的創(chuàng)新效率越高。在理論假設中，并購方知識集中度會影響知識儲備規(guī)模與并購效率的關系，由表3后三列的機制檢驗結果可知，知識儲備規(guī)?！林R集中度的估計系數分別為-1.922、-1.498和-1.710，并且具備顯著性，但是根據理論假設H2a和H2b，知識集中度的影響需要考慮并購相關性，而知識儲備規(guī)模×知識集中度×相關并購的系數估計結果分別為1.505、1.020和1.263，雖然均為正，但是并不顯著，意味著經驗證據并不支持假設H2a和H2b，即知識集中度的影響并不取決于并購雙方是否屬于同一行業(yè)。另外，值得注意的是，與知識集中度相關的變量中只有知識儲備規(guī)?！林R集中度顯著，說明知識集中度對并購后創(chuàng)新效率的影響表現為間接調節(jié)作用(影響知識儲備規(guī)模和創(chuàng)新效率的關系)，而無直接影響。最后考察并購方財務能力——杠桿水平，即理論假設H3a、H4b是否得到支持。由表3后三列的機制檢驗結果可知，并購方第一年杠桿水平系數分別為-2.853、-2.011和-2.432，均顯著大于0，意味著H3a成立即高杠桿水平的并購者將會在并購后出現較低的R&D產出效率。并購期較高的杠桿增長速度同樣會導致并購者隨后出現較低的R&D產出效率(杠桿增長率系數分別為-1.831、-1.445和-1.638，均顯著小于零)，即假設H3b成立。

表3 并購與創(chuàng)新效率關系檢驗結果

注：表中括號內為t值。*、**和***分別表示在10%、5%和1%的水平下顯著

綜合并購與創(chuàng)新效率關系的檢驗結果，可以發(fā)現：①并購方創(chuàng)新效率在并購后第1年和第2年顯著下降；②并購方的知識儲備規(guī)模越大，并購后創(chuàng)新效率越高；③知識集中度通過影響知識儲備規(guī)模和創(chuàng)新效率的關系進而間接調節(jié)并購后的創(chuàng)新效應，且這種調節(jié)作用是正向的，意味著知識集中度越高的并購者，越能夠實現更高的創(chuàng)新效率，但是知識集中度的調節(jié)作用不取決于并購相關性；④并購方的杠桿水平顯著影響并購后的創(chuàng)新效率，具體來說，并購前杠桿水平越高，并購期杠桿增長速度越快，并購后的創(chuàng)新效率越低。

表4 并購概率Logit模型估計結果

注：表中括號內為z值。*、**和***分別表示在10%、5%和1%的水平下顯著

4 研究結論

基于組織學習理論和公司金融理論，本文認為吸收能力和財務能力是影響并購者創(chuàng)新活動的重要因素。通過理論分析可知，引入知識儲備規(guī)模、知識集中度和杠桿水平后，知識儲備規(guī)模越大，并購者的創(chuàng)新效率越高。知識集中度通過作用于知識儲備規(guī)模和并購創(chuàng)新效應的關系，間接調節(jié)企業(yè)創(chuàng)新效率，其中，在相關領域并購中，這種間接調節(jié)效應為正向，在非相關領域則呈現為消極的調節(jié)作用。財務能力作為另外一種影響并購創(chuàng)新效應的因素，本文認為高杠桿水平和高杠桿增長速度會限制并購方隨后的創(chuàng)新投入，但對于并購者創(chuàng)新效率的影響并不確定。為了驗證理論假設和經驗數據的一致性，基于2011-2015年高新技術產業(yè)上市公司樣本，采用傾向得分方法克服內生性，對并購和創(chuàng)新活動的關系及其作用機制進行檢驗，研究結果如下：①并購會顯著影響并購方在并購后1年和2年的創(chuàng)新活動。具體體現為并購方在并購后1年的創(chuàng)新投入顯著下降，創(chuàng)新效率在并購后1年和2年內也呈現顯著降低；②知識儲備規(guī)模能夠為并購者帶來創(chuàng)新效率提升，與此同時，加劇了并購者創(chuàng)新投入的減少；③知識集中度通過作用于知識儲備規(guī)模和并購創(chuàng)新效應的關系，間接影響創(chuàng)新效率，并且這種影響是正向的，不隨并購相關性而改變。這意味著較高的知識集中度能夠促進知識儲備規(guī)模擴大、帶來創(chuàng)新效率提升；④并購方的財務能力對并購活動影響顯著，表現為并購者負債水平越高，創(chuàng)新投入減少越多，但是高債務增長速度能夠增加創(chuàng)新投入。另外，高杠桿水平和較快的杠桿增長率會顯著降低并購方創(chuàng)新效率。

當前我國處于經濟轉型的陣痛時期，實現產業(yè)結構升級的關鍵是科技創(chuàng)新。由于并購的簡單直接性，其成為我國企業(yè)提升自身創(chuàng)新能力的一種偏好。但是從本文研究結果看，這種方式并不總是有效的，企業(yè)自身的創(chuàng)新性和專業(yè)性是影響并購效果的重要變量，因此采取簡單的“拿來主義”需要慎重考慮，與之相反，長期的知識沉淀和積累才是提升企業(yè)創(chuàng)新性、國家創(chuàng)新能力的最優(yōu)路徑。

本文針對并購和創(chuàng)新性關系的研究仍然存在諸多局限。首先，由于樣本限制，本文只研究了并購方的創(chuàng)新活動，應該將并購后目標公司創(chuàng)新性的改變與并購方進行對比分析，才能得到更為全面的結論；其次，吸收能力和財務能力是影響并購方創(chuàng)新性的關鍵因素，但是兩者均為綜合性評估指標，而本文只是從知識儲備和債務水平角度進行度量，理應存在其它層面分析；最后，要獲得更具政策啟示性的發(fā)現，需要從微觀企業(yè)層面上升到宏觀產業(yè)角度[22]，探究并購是否會提升產業(yè)或者總體宏觀經濟發(fā)展的技術含量。目標公司創(chuàng)新性、吸收能力和財務能力等其它角度以及并購對于產業(yè)和總體經濟的影響是后續(xù)研究的方向。