譚濤

（南京農(nóng)業(yè)大學(xué)金融學(xué)院 江蘇南京 210095）

一、引言

隨著我國經(jīng)濟(jì)進(jìn)入新發(fā)展階段，創(chuàng)新對經(jīng)濟(jì)增長和企業(yè)競爭力提升的作用愈發(fā)重要。掌握核心技術(shù)、提升創(chuàng)新能力不僅是構(gòu)建新發(fā)展格局的必然選擇，也是實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展和建設(shè)社會主義現(xiàn)代化強(qiáng)國的必由之路。企業(yè)是創(chuàng)新活動的實(shí)施主體，其創(chuàng)新能力的提升直接影響著創(chuàng)新驅(qū)動戰(zhàn)略的順利實(shí)施和創(chuàng)新型國家的成功構(gòu)建，因此如何激發(fā)企業(yè)研發(fā)熱情、提升企業(yè)創(chuàng)新能力便成為當(dāng)前關(guān)注的焦點(diǎn)問題。

并購是企業(yè)實(shí)現(xiàn)戰(zhàn)略目標(biāo)、提升企業(yè)質(zhì)量以及優(yōu)化資源配置的重要方式。在當(dāng)前激烈的市場競爭條件下，企業(yè)間進(jìn)行并購不僅可以緩解競爭帶來的資金消耗，還可以融合雙方的技術(shù)優(yōu)勢、經(jīng)營策略等，實(shí)現(xiàn)共同發(fā)展，形成多元化的營收模式，促進(jìn)資源優(yōu)化配置、提高企業(yè)的價值（方軍雄，2009）。通過并購策略，企業(yè)還可以獲取稀缺資源和技術(shù)，快速打破行業(yè)和技術(shù)壁壘，實(shí)現(xiàn)創(chuàng)新能力的跨越式提升（王新紅和張轉(zhuǎn)軍，2019）。眾多研究已經(jīng)證明，并購可以起到增加企業(yè)研發(fā)投入，提升企業(yè)創(chuàng)新能力的目的（Prab?hu et al.，2005），且并購行為的創(chuàng)新效應(yīng)具有較強(qiáng)的持續(xù)性（賀曉宇和沈坤榮，2018）。近年來，為了提升創(chuàng)新能力，增強(qiáng)市場競爭力，我國企業(yè)加快了并購步伐，并購市場發(fā)展迅速。來自萬德數(shù)據(jù)庫的統(tǒng)計數(shù)據(jù)顯示，我國上市公司在2013年至2018年的并購交易數(shù)量年均增長29.86%，2018年并購交易達(dá)6 998起，交易金額12 653.59億元。由此可見，我國企業(yè)并購交易正處于活躍期，并購交易也為企業(yè)創(chuàng)新研發(fā)和技術(shù)進(jìn)步帶來了較強(qiáng)的激勵和促進(jìn)作用。

作為創(chuàng)新研發(fā)的投入要素，資金在企業(yè)創(chuàng)新方面具有重要地位。創(chuàng)新活動周期長、風(fēng)險大，需要大量的資金投入，企業(yè)資金問題已成為約束創(chuàng)新活動實(shí)施的關(guān)鍵問題（Hall，2002；Brown&Petersen，2011）。在以銀行為主體的傳統(tǒng)信貸體系下，信貸市場的資本錯配增加了企業(yè)的融資成本（鄭文風(fēng)和王鳳榮，2018），大多數(shù)企業(yè)都處于融資約束的“緊平衡”狀態(tài)。張潔和唐潔（2019）研究發(fā)現(xiàn)，創(chuàng)新行為本身的信息不對稱性和缺乏抵押品等特點(diǎn)導(dǎo)致企業(yè)研發(fā)資金受到限制，對企業(yè)創(chuàng)新能力提升產(chǎn)生負(fù)面作用，故融資約束正成為抑制企業(yè)創(chuàng)新的重要因素之一，這個觀點(diǎn)也得到了國內(nèi)外很多學(xué)者的認(rèn)同（Hyytinen&Toivanen，2005；張杰等，2012；章雁等，2020）。并購對融資約束影響的分析眾多，且不少學(xué)者認(rèn)為企業(yè)并購能夠起到緩解主并企業(yè)融資約束的作用（Hubbard&Palia，2002；Khatami，2011；吳紅軍，2006；蘇敬勤和劉靜，2013），理論上也會緩解融資約束對創(chuàng)新研發(fā)的負(fù)向影響。

基于此，本文在前人研究的基礎(chǔ)上，探究并購行為對企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)生的影響，并著重從企業(yè)融資約束這一視角進(jìn)行更加深入的分析。本文主要做了以下方面的研究：第一，既有研究多從并購動因、并購過程以及并購的財務(wù)價值等角度進(jìn)行分析，缺乏對企業(yè)并購與創(chuàng)新研發(fā)關(guān)系的研究，故本文的研究可拓寬并購創(chuàng)新效應(yīng)的研究邊界；第二，本文將融資約束納入到企業(yè)并購與創(chuàng)新研發(fā)的分析框架中，探究三者之間的作用關(guān)系，使研究更加全面客觀。

二、理論分析與研究假說

（一）企業(yè)并購與創(chuàng)新研發(fā)

根據(jù)進(jìn)入市場的選擇效應(yīng)理論和知識協(xié)同的溢出效應(yīng)理論，企業(yè)并購行為會對企業(yè)創(chuàng)新活動產(chǎn)生直接影響，其影響路徑如下：一是進(jìn)入市場的選擇效應(yīng)。企業(yè)并購行為往往具有較強(qiáng)的市場偏向性和目標(biāo)偏向性，而對于市場和目標(biāo)偏向性選擇的決定因素而言，其本身也同樣會內(nèi)在性地決定企業(yè)的創(chuàng)新效應(yīng)，提升企業(yè)創(chuàng)新能力。一些研究表明，行業(yè)技術(shù)進(jìn)步帶來的折舊加速和產(chǎn)能過剩是并購行為頻發(fā)的重要原因（Andrade et al.，2001）。企業(yè)可以通過并購進(jìn)入原本門檻較高的新興行業(yè)，并且獲得新產(chǎn)業(yè)的技術(shù)，憑借創(chuàng)新能力的提升占領(lǐng)市場獲得利潤。由此可見，通過進(jìn)入市場的選擇效應(yīng)，企業(yè)并購行為對其自身創(chuàng)新能力的提升能夠起到積極的促進(jìn)作用和推動作用。二是知識協(xié)同的溢出效應(yīng)。根據(jù)企業(yè)的資源基礎(chǔ)理論，企業(yè)進(jìn)行創(chuàng)新研發(fā)是其知識基礎(chǔ)增加和夯實(shí)的必然結(jié)果。一個企業(yè)不可能完全依賴自身的內(nèi)部創(chuàng)新，因?yàn)樽陨淼馁Y源有限，且集中性風(fēng)險也較大，所以企業(yè)獲取外部知識便成為了提升自身創(chuàng)新能力的重要選擇。與市場交易相比，并購可以直接獲取那些具有一定知識和技術(shù)資源的目標(biāo)企業(yè)，其知識溢出的效果更好，成本也更低，便成為了企業(yè)獲取外部知識的不二選擇。并且，企業(yè)通過并購獲取的新知識、新技術(shù)可以在企業(yè)間進(jìn)行擴(kuò)散（王宛秋和劉璐琳，2015），繼而帶動企業(yè)的外部知識吸收能力、應(yīng)用能力的提升，并激勵著企業(yè)進(jìn)行新知識的創(chuàng)造（Bresciani&Ferraris，2016）。因此，通過知識協(xié)同的溢出效應(yīng)，企業(yè)進(jìn)行并購不僅可以獲取目標(biāo)企業(yè)的外部知識，還能夠增強(qiáng)新知識的創(chuàng)造能力，最終提升企業(yè)自身的創(chuàng)新能力?；诖?，本文提出假設(shè)1：

（二）企業(yè)并購、融資約束與創(chuàng)新研發(fā)

理論上，企業(yè)的融資約束情況對并購的創(chuàng)新促進(jìn)作用會產(chǎn)生影響。由于研發(fā)行為自身的特點(diǎn)以及我國信貸市場普遍存在的資本錯配現(xiàn)象，企業(yè)進(jìn)行研發(fā)的創(chuàng)新活動容易受到融資約束，國內(nèi)外普遍認(rèn)為融資約束對企業(yè)的創(chuàng)新研發(fā)具有抑制作用。

一般來說，高融資約束企業(yè)會謹(jǐn)慎進(jìn)行并購行為，盲目擴(kuò)張并不是這類企業(yè)進(jìn)行并購活動的主要動機(jī)，而是為了改善企業(yè)的經(jīng)營狀況，因?yàn)楦鶕?jù)內(nèi)部資本市場效應(yīng)理論，并購行為會重新構(gòu)建企業(yè)的內(nèi)部資本市場，解決因外部的交易費(fèi)用和稅收差異導(dǎo)致的融資成本過高問題；此外，企業(yè)外聯(lián)效應(yīng)理論認(rèn)為，資金供求雙方存在信息不對稱，而并購活動可以增強(qiáng)企業(yè)商業(yè)信用度、政企關(guān)聯(lián)度和銀企關(guān)聯(lián)度，這些無形的稀缺資源可以有效降低信息不對稱，從而緩解融資約束。企業(yè)融資約束狀況得到改善，會緩解融資約束對創(chuàng)新研發(fā)的負(fù)向影響，并且企業(yè)擁有充足的資金后也會主動進(jìn)行創(chuàng)新活動以謀取長足發(fā)展。而對于低融資約束企業(yè)而言，由于本身就擁有著充裕的現(xiàn)金流，這時管理者要么在自由現(xiàn)金流假說下不愿意將現(xiàn)金返還給股東故而進(jìn)行代理沖突下的過度投資（曾亞敏和張俊生，2005），要么在過度自信下希冀自己管理的企業(yè)能夠做大做強(qiáng)（Brown&Sarma，2007；宋淑琴和代淑江，2015），這些都會成為并購活動的主要動機(jī)，此時的并購活動便會具有盲目性，使得技術(shù)資源和研發(fā)人才整合風(fēng)險提升，反而會不利于企業(yè)的創(chuàng)新研發(fā)?；诖?，本文提出如下假設(shè)：

H2：融資約束對企業(yè)創(chuàng)新研發(fā)具有抑制作用。

H3：融資約束不同的主并企業(yè)，并購行為對企業(yè)創(chuàng)新研發(fā)的激勵效應(yīng)存在差異，高融資約束企業(yè)并購對創(chuàng)新的激勵效應(yīng)大于低融資約束企業(yè)。

三、研究設(shè)計

（一）樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文依據(jù)萬德數(shù)據(jù)庫“中國并購庫”中的并購數(shù)據(jù)，選取2013—2017年滬深A(yù)股市場發(fā)生并購的上市公司，并將主并企業(yè)按如下標(biāo)準(zhǔn)剔除和選?。禾蕹鹑诒ｋU類上市公司；剔除已于2018年退市的公司；剔除ST和*ST上市公司；為保證企業(yè)數(shù)據(jù)的有效性和穩(wěn)定性，剔除2013年1月1日以后上市的公司；剔除收購股權(quán)低于目標(biāo)公司5%的樣本；剔除研發(fā)資金投入五年內(nèi)均為0的公司；選取已完成的并購事件樣本。最終得到506家并購企業(yè)樣本，觀測值共2 530個。

以剔除篩選后的主并企業(yè)樣本作為實(shí)驗(yàn)組，之后再選取滬深A(yù)股市場中沒有進(jìn)行并購活動的上市公司樣本作為對照組，選取要求同上文所述，最終得到對照組企業(yè)1 347家，觀測值共6 735個。以上企業(yè)研發(fā)的相關(guān)數(shù)據(jù)和財務(wù)數(shù)據(jù)均來源于萬德數(shù)據(jù)庫和國泰安數(shù)據(jù)庫。

（二）變量選取

1.被解釋變量。本文以企業(yè)的研發(fā)投入強(qiáng)度（RDI）衡量創(chuàng)新研發(fā)水平（楊青和周紹妮，2019），由于并購后研發(fā)投入的提升很大程度上來源于并購整合以后，各資源要素的研發(fā)協(xié)同需要一定的整合周期（王宛秋等，2009），所以采用了滯后一期的數(shù)據(jù)作為被解釋變量，即以每一個樣本組滯后一年的研發(fā)投入強(qiáng)度作為被解釋變量。為了驗(yàn)證并購對企業(yè)創(chuàng)新的持續(xù)性影響，本文還將分別運(yùn)用滯后兩期、滯后三期的數(shù)據(jù)作為被解釋變量進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

2.解釋變量。本文的解釋變量為企業(yè)是否發(fā)生并購的二值虛擬變量Ma，若并購前為0，并購后則為1。

有關(guān)規(guī)則被改變的幾種情況，用人工計算方式相對簡單。觸點(diǎn)式密碼的計算十分簡易，由于點(diǎn)之間沒有線段和折線上的約束條件，這些點(diǎn)之間是無差別的，計算排列的情況總數(shù)，僅用知道點(diǎn)的個數(shù)即可，等于點(diǎn)數(shù)的階乘。

3.控制變量。本文參考劉輝等（2017）對公司特征變量的分類，分別用企業(yè)資產(chǎn)規(guī)模（Size）、資產(chǎn)收益率（ROA）、總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率（AT）、資產(chǎn)負(fù)債率（LEV）、總資產(chǎn)增長率（Growth）來表示企業(yè)規(guī)模、盈利能力、營運(yùn)能力、償債能力、成長能力，選取作為控制變量。除此之外，本文還將股權(quán)集中度（Top）和企業(yè)年齡（Age）作為控制變量。

4.調(diào)節(jié)變量。本文的調(diào)節(jié)變量為融資約束指數(shù)（SA）。Hadlock和Pierce（2010）選取了完全外生的企業(yè)規(guī)模（單位為百萬元）的自然對數(shù)和企業(yè)成立時間長短兩個變量構(gòu)建了SA指數(shù)，用于衡量企業(yè)所受到的融資約束情況，計算公式為SA=-0.737Size+0.043Size2-0.04Age，根據(jù)此公式可計算出樣本中每一家企業(yè)的融資約束程度的SA指數(shù)，且SA指數(shù)越大，意味著企業(yè)受到的融資約束越強(qiáng)。因其不包含內(nèi)生變量，且計算方法簡便，受到了不少學(xué)者的青睞（鞠曉生等，2013；劉莉亞等，2015），故本文選擇SA指數(shù)作為衡量企業(yè)融資約束的指數(shù)，并將SA指數(shù)及其與解釋變量的交互項(xiàng)加入模型進(jìn)行回歸分析，實(shí)證研究不同融資約束情況下并購行為對企業(yè)創(chuàng)新的影響。此外，本文參考Ka?plan和Zingales（1997）以及魏志華等（2014）的文獻(xiàn)，構(gòu)造KZ指數(shù)用于度量企業(yè)的融資約束程度，以此進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

具體變量及其含義如表1所示。

表1 主要變量含義

（三）實(shí)證模型

下面將通過構(gòu)建固定效應(yīng)模型實(shí)證分析并購對企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新投入的影響，以及企業(yè)融資約束情況是否對這一作用機(jī)制產(chǎn)生調(diào)節(jié)效應(yīng)。依據(jù)理論與假設(shè)，建立如下固定效應(yīng)模型：

在模型（1）和（2）中，α0為常數(shù)項(xiàng)，α1至α4為回歸系數(shù)，Controlsi，t為模型中未具體列出的控制變量，包括企業(yè)資產(chǎn)規(guī)模、資產(chǎn)收益率、總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率、資產(chǎn)負(fù)債率、總資產(chǎn)增長率等，∑year代表年份固定效應(yīng)，∑ind代表行業(yè)固定效應(yīng)，εi，t為隨機(jī)擾動項(xiàng)。

四、實(shí)證分析

（一）描述性統(tǒng)計分析

從表2可以看出，樣本企業(yè)被解釋變量研發(fā)強(qiáng)度（RDI）的均值為4.075，最大值為125.909，最小值為0，說明不同企業(yè)研發(fā)強(qiáng)度的差異性很大。解釋變量并購行為（Ma）的均值為0.140，說明樣本企業(yè)中有14%的企業(yè)具有并購行為。融資約束SA的均值為-3.771，但企業(yè)之間融資約束的差異性不大，標(biāo)準(zhǔn)差僅為0.247。其余控制變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果，與既有研究基本一致。

表2 描述性統(tǒng)計

（二）并購對企業(yè)創(chuàng)新影響的實(shí)證分析

對模型（1）進(jìn)行線性回歸，可以得出并購行為（Ma）對企業(yè)創(chuàng)新的影響結(jié)果。表3中的列（1）、列（3）和列（5）反映了未加入控制變量的回歸結(jié)果，而列（2）、列（4）和列（6）則反映了加入控制變量后的回歸結(jié)果。從表3可以看出，對于t+1期的研發(fā)強(qiáng)度RDI，并購行為的回歸系數(shù)分別為0.574和0.699，均在1%的水平上顯著為正，說明在并購后一年，企業(yè)的研發(fā)強(qiáng)度明顯增加，即企業(yè)的創(chuàng)新能力得到有效增強(qiáng)，初步驗(yàn)證了假設(shè)1。進(jìn)一步研究發(fā)現(xiàn)，對于t+2期的研發(fā)強(qiáng)度RDI，Ma的回歸系數(shù)分別為0.477和0.603，同樣均在1%的水平上顯著為正，說明并購行為對兩年后的企業(yè)創(chuàng)新依然有著顯著的正向激勵作用；從t+3期的研發(fā)強(qiáng)度（RDI）看，Ma的回歸系數(shù)分別為0.472和0.592，在10%和5%的水平上顯著，說明并購行為對三年后的企業(yè)創(chuàng)新仍然起到了促進(jìn)作用。由此可見，并購行為對企業(yè)創(chuàng)新的正向激勵作用具有持續(xù)性，進(jìn)一步證明了假設(shè)1。比較Ma在t+1期、t+2期和t+3期的回歸系數(shù)，發(fā)現(xiàn)隨著時間的推移，Ma的回歸系數(shù)無論在數(shù)值大小，還是顯著性方面都有所下降，說明并購行為對企業(yè)創(chuàng)新的影響雖然具有持續(xù)性，但隨著并購時間的推移不斷下降。因此必須注重并購前期的創(chuàng)新資源整合，爭取以最小的成本實(shí)現(xiàn)較大的創(chuàng)新收益。

表3 并購對企業(yè)創(chuàng)新影響的回歸分析

對于控制變量而言，企業(yè)資產(chǎn)規(guī)模（Size）對創(chuàng)新的影響不顯著，總資產(chǎn)增長率（Growth）同樣未呈現(xiàn)顯著的影響。資產(chǎn)收益率（ROA）對企業(yè)創(chuàng)新的影響為負(fù)，但僅僅體現(xiàn)在t+1期，對于t+2期和t+3期都沒有影響，說明資產(chǎn)收益率對企業(yè)創(chuàng)新的影響不具有持續(xù)性。總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率（AT）、資產(chǎn)負(fù)債率（LEV）、股權(quán)集中度（Top）和企業(yè)年齡（Age）對企業(yè)創(chuàng)新的影響均顯著為負(fù)。

（三）并購、融資約束與企業(yè)創(chuàng)新的回歸分析

表4中的列（1）、列（3）和列（5）反映了未加入控制變量的回歸結(jié)果，而列（2）、列（4）和列（6）則反映了加入控制變量后的回歸結(jié)果。從表4可以看出，并購行為（Ma）在t+1期的回歸系數(shù)為0.525和0.589，均在1%水平上顯著；在t+2期的回歸系數(shù)為0.333和0385，均在5%水平上顯著；在t+3期的回歸系數(shù)為0.279和0.315，分別在10%和5%水平上顯著。這與上頁表3的回歸結(jié)果基本一致，證明了并購行為對企業(yè)創(chuàng)新的正向影響，以及并購行為正向激勵作用的持續(xù)性。SA的回歸系數(shù)在t+1期、t+2期和t+3期均顯著為負(fù)，說明融資約束的確是抑制企業(yè)創(chuàng)新的重要因素，企業(yè)融資約束越強(qiáng)，越不利于企業(yè)研發(fā)投入的增加和創(chuàng)新能力的提升，證明了假設(shè)2。對于并購行為（Ma）和融資約束指數(shù)（SA）的交互項(xiàng)，在t+1期回歸系數(shù)分別為1.812和0.909，在1%的水平上顯著為正，說明融資約束雖然抑制企業(yè)創(chuàng)新，但對并購行為的創(chuàng)新激勵效應(yīng)存在差異性影響，即高融資約束的企業(yè)，并購行為對企業(yè)創(chuàng)新的促進(jìn)作用更加有效；對于t+2期和t+3期，Ma×SA的回歸系數(shù)依然顯著為正，說明融資約束對并購行為的調(diào)節(jié)效應(yīng)不僅是正向的，而且具有一定的持續(xù)性，證明了假設(shè)3。

表4 并購、融資約束與企業(yè)創(chuàng)新的回歸分析

（四）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了使分析更加客觀可靠，本文將度量融資約束的KZ指數(shù)作為調(diào)節(jié)變量加入回歸分析，運(yùn)用固定效應(yīng)回歸的方法進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。從表5的回歸結(jié)果可以看出，對于并購行為（Ma）而言，在t+1期、t+2期和t+3期回歸系數(shù)均顯著為正，且均在1%的水平上顯著，說明并購行為對企業(yè)創(chuàng)新的促進(jìn)作用較為明顯，且具有一定的持續(xù)性。比較回歸系數(shù)發(fā)現(xiàn)，從t+1期到t+3期Ma的回歸系數(shù)呈下降趨勢，說明并購行為對創(chuàng)新研發(fā)的促進(jìn)作用不斷下降。

表5 基于KZ指數(shù)的穩(wěn)健性檢驗(yàn)

融資約束（KZ）的回歸系數(shù)仍為負(fù)，且在t+1期、t+2期和t+3期均顯著，說明融資約束是抑制企業(yè)創(chuàng)新的重要因素。Ma與KZ的交互項(xiàng)在t+1期和t+3期均為正數(shù)，且在5%的水平上顯著，說明融資約束對并購行為促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新的效果具有正向激勵作用。由此可見，無論以SA還是KZ衡量企業(yè)的融資約束情況，假設(shè)1、假設(shè)2和假設(shè)3的結(jié)論均能得到證明。

由于本文在表3至表5均采取了驗(yàn)證t+1期、t+2期和t+3期企業(yè)研發(fā)投入強(qiáng)度的做法，依據(jù)趙西亮（2017）、唐松等（2020）的思路，對核心解釋變量和調(diào)節(jié)變量進(jìn)行了滯后一期、滯后兩期處理，在一定程度上解決了反向因果導(dǎo)致的內(nèi)生性問題。然而，是否存在遺漏變量帶來的內(nèi)生性偏差并未得到驗(yàn)證，故本文依據(jù)Wooldridge（2010）及Aghion等（2013）的做法，使用年份-行業(yè)研發(fā)投入強(qiáng)度（RDI）的均值作為工具變量，用兩階段最小二乘法（2SLS）代替固定效應(yīng)回歸消除內(nèi)生性問題進(jìn)行回歸分析。從表6的回歸結(jié)果可以看出，加入工具變量后，各變量回歸系數(shù)的正負(fù)號和顯著性未發(fā)生改變，證明本文的研究結(jié)果是穩(wěn)健可靠的。

表6 克服模型內(nèi)生性問題的回歸分析結(jié)果

五、結(jié)論及政策建議

（一）研究結(jié)論

本文基于2013—2017年我國滬深A(yù)股市場的上市公司數(shù)據(jù)，用研發(fā)投入強(qiáng)度來表示企業(yè)創(chuàng)新程度，并構(gòu)建企業(yè)的融資約束指數(shù)，通過回歸分析檢驗(yàn)并購對企業(yè)創(chuàng)新的影響，以及主并企業(yè)的融資約束情況對并購的創(chuàng)新激勵效應(yīng)的差異性影響。本文的主要結(jié)論如下：并購行為對主并企業(yè)的研發(fā)投入強(qiáng)度有顯著的正向影響，即企業(yè)的創(chuàng)新能力得到有效增強(qiáng)，并且這一影響具有持續(xù)性，但會隨著時間的推移不斷下降，表現(xiàn)為并購行為對兩年及三年后的企業(yè)創(chuàng)新依然有著顯著的正向激勵作用但其效果逐漸減弱。進(jìn)一步的研究發(fā)現(xiàn)，融資約束雖然抑制企業(yè)的創(chuàng)新效應(yīng)，但對并購行為的創(chuàng)新激勵效應(yīng)產(chǎn)生了差異性的影響，具體表現(xiàn)為：高融資約束的企業(yè)，其并購行為對企業(yè)創(chuàng)新的促進(jìn)作用相比于低融資約束的企業(yè)更為有效，而且該影響也具有一定的持續(xù)性。

（二）政策建議

第一，并購行為對企業(yè)創(chuàng)新能力的提升有顯著的積極影響，政府部門應(yīng)該繼續(xù)深化“放管服”改革，減少非必要審批，優(yōu)化營商環(huán)境，為企業(yè)并購活動提供良好的經(jīng)濟(jì)環(huán)境，并且通過制定稅收優(yōu)惠政策、拓寬直接融資渠道、強(qiáng)化知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)、推動相關(guān)領(lǐng)域信息公開等方式鼓勵企業(yè)間并購，優(yōu)化資源配置。

第二，并購行為對企業(yè)的研發(fā)創(chuàng)新投入有持續(xù)性的影響，但會隨著時間的推移不斷減弱，這就需要企業(yè)在進(jìn)行并購前制定好具有前瞻性的設(shè)計方案，不可為追求短期的創(chuàng)新效應(yīng)提升而盲目進(jìn)行并購活動，而是應(yīng)該立足于企業(yè)自身經(jīng)營狀況及所擁有的技術(shù)與知識的資源結(jié)構(gòu)情況，完善自身特色優(yōu)勢，彌補(bǔ)自身發(fā)展劣勢，使并購行為服務(wù)于企業(yè)的未來發(fā)展戰(zhàn)略，從而促進(jìn)自主創(chuàng)新能力的穩(wěn)步提升。

第三，由于高融資約束企業(yè)并購行為對企業(yè)創(chuàng)新的促進(jìn)作用相比于低融資約束企業(yè)更為有效，因此針對高融資約束企業(yè)，政府應(yīng)該給予關(guān)注，加大對其在稅收和融資方面的政策優(yōu)惠力度，助力高績效并購活動的順利推進(jìn)；針對低融資約束企業(yè)，企業(yè)應(yīng)該從完善治理機(jī)制著手，將自由現(xiàn)金流維持在適度范圍內(nèi)，約束管理者對企業(yè)現(xiàn)金流的處置權(quán)，控制代理成本，也可以通過適當(dāng)提高管理者的持股比例、多分紅等方式，緩解委托-代理矛盾，從而對高管濫用自由現(xiàn)金流及過度自信行為進(jìn)行約束和防范。