创新驱动型并购与企业创新绩效——基于股权结构的视角

佟 岩,蒲思帆,王志秀，盖士娇

(1.北京理工大学 管理与经济学院，北京 100081；2.交通银行股份有限公司 北京市分行，北京 100033；3.安标国家矿用产品安全标志中心，北京 100013)

一、引 言

近年来，技术革新速度进一步加快、产品生命周期缩短以及全球化所带来的竞争压力使创新成为决定企业生存和发展的关键因素。但是随着专业化分工的加强，企业向特定的知识领域纵深发展，现代企业不可能拥有创新所需的全部知识。因此，企业往往倾向于从外部获取所需的知识和成果，并购外部标的则是实现这一目的的主要途径，创新逐渐成为企业对目标公司实施并购重组的重要动因。

虽然现实在发生变化，但已有文献仍主要集中在常规并购、技术并购与企业创新绩效的关系上(温成玉和刘志新，2011；张峥和聂思，2016)。Phillips和Zhdanov(2013)发现，企业通过并购吸收技术创新成果，可以增强自身的科技储备力量，有效提升创新绩效。刘洪江(2015)的研究也表明主并方可以获取目标公司的专利权，进而提升创新能力和效率。然而，Hall和Lerner(2010)的研究却认为，并购带来的资金短缺以及后续整合中出现的人员与财力分散会减少企业对创新的投入，不利于企业创新。进一步来看，文化差异、技术知识、股权性质和资产规模等因素都会对二者的关系产生影响。比如，政府对国有企业的政策支持有效缓解了国有企业在经营和竞争上的阻力，使其更容易实现创新(刘启君，2013)。

在此背景下，本文根据Ayyagari 等(2011)对创新的界定，将创新驱动型并购定义为企业为了获取新产品、新技术、新工艺、新生产流程、研发团队等进行的并购活动，其内涵范围小于并购而大于技术并购。虽然创新驱动型并购的目的倾向于创新，但是是否真正有效地提高了主并方的创新水平？在进行创新驱动型并购时，主并方的股权结构将如何影响创新绩效？这些兼具理论与现实意义的问题还有待进一步的探究和验证。本文使用2011～2014年进行并购的上市公司为样本，观察并购中的创新动因使得并购两年后主并方的创新绩效发生了何种变化，这些变化与股权结构特征具有什么关系。

本文的研究贡献主要包括：(1)关注并购的创新动因及其影响，拓展了已有研究的视角。本文界定的创新驱动型并购一方面聚焦了创新动因，从而扩展了财务协同等传统并购动因视角；另一方面在新环境下拓宽思路，面向包括新产品、新技术等在内的各种创新角度。这两方面的考虑对于并购、创新等领域的已有研究都是有益的补充。(2)考察股权结构特征在创新驱动型并购中发挥的作用，丰富了创新绩效影响因素的研究。本文通过实证分析验证了创新驱动型并购中主并方股权性质、机构投资者制衡等股权结构特征对创新绩效的影响，为股权结构、并购、创新三者之间关系的研究提供了经验证据。

二、理论分析与研究假设

(一)创新驱动型并购与企业创新绩效

已有文献对并购与创新绩效的研究主要基于三种理论。第一，基于代理理论(Jensen和Meckling，1976)，认为并购是管理者的自利行为，并购不会给企业带来创新水平的提高。第二，基于协同理论(Ansoff，1965)认为企业可以通过并购提高创新的协同作用，促进企业整体创新水平的提高(刘洪江，2015)。第三，根据市场势力理论(Comanor，1967)认为企业的并购重组行为减少了企业的竞争对手(Granstrand和Sjolander，1990)，占用了企业大量资金(Hall和Lerner，2010)，从主观和客观的角度都削弱了企业创新的动机。

本文界定的创新驱动型并购与一般并购存在显著的区别。创新驱动型并购的首要目的是为了获取企业所需的新产品、新技术、新工艺、新生产流程、研发团队等，属于创新导向行为，其创新目的十分明确。根据代理理论的观点，并购可能属于管理者的自利行为，但在创新驱动型并购中，考虑到创新活动本身具有的高风险和清晰的目的性，管理者的自利动机被大大弱化。根据协同理论的观点，企业可以通过创新驱动型并购有针对性地迅速获取外部研发成果，整合外部创新资源，既可以压缩自主研发的周期，又可以降低创新的不确定性。根据市场势力理论的观点，由于创新驱动型并购属于企业创新战略的一部分，所以不会引发企业的竞争松懈，虽然可能由于资金消耗会一定程度上减少企业的创新资源，但获得的外部成果可以弥补其带来的负面影响。因此，本文提出假设1：

H1：相比于一般并购，创新驱动型并购后主并方的创新绩效更优。

(二)创新驱动型并购中的股权性质与创新绩效

国有企业在追求企业利润目标的同时，还被赋予了国家任务和社会责任。因此，国有企业的并购决策和相关绩效也受到其特殊性质的影响。现有文献针对股权性质对企业并购绩效的影响做了大量研究，这些研究的理论基础主要包含国有企业“所有者缺位”理论和“资源优势”理论等(高雷和宋顺林，2007；刘启君，2013)。杜莹和刘立国(2002)认为，国有企业存在“所有者缺位”和“市场化程度低”等问题，股东对管理层的监督比较有限，国有企业因此缺乏创新精神，不具备创新的动力和优势。刘启君(2013)则认为国有企业具备资源和政策的先天优势，其物质基础优越，创新条件相对更好。

本文认为，国有企业通常被赋予国家任务和社会责任，并且受到上级部门的考核，因此，伴随国家发展战略向创新驱动转移，国有企业可能会在政策驱使下逐渐具备创新动力。党的十八大于2012年底提出“创新驱动发展战略”，与本文样本区间(2011～2014年)十分接近且具有一定的重叠，可以合理判断国有企业的创新动机在增强。与此同时，非国有企业面临较大的竞争压力，创新需求和创新能力也很强(周亚虹等，2012；徐晓萍和张顺晨，2017)。当国有和非国有企业都选择进行创新驱动型并购时，二者的创新绩效会产生何种差异呢？

根据资源与要素市场理论，企业的经营离不开内外部资源，而政府对多数战略性资源具有掌控和分配能力，国有企业可能获得政策和资源方面的更多支持(刘启君，2013；李政和陆寅宏，2014)。从企业内部条件来看，国有企业集中了中国最优秀的人才资源，拥有完备的软硬件条件，具备较强的经济实力，积淀了持续创新的基础(何立胜和陈元志，2016)，在创新资源上的聚集能力强，有雄厚的研发力量，创新成果数量多，技术转化能力强(辜胜阻等，2016)。因此本文提出假设2：

H2：在进行创新驱动型并购时，国有企业比非国有企业的创新绩效更好。

(三)创新驱动型并购中的机构投资者与创新绩效

机构投资者由于角色不同、获利方式不同，对股票价格的关注、风险控制和监督制衡动机都存在较大差异(Chen等，2007；杨海燕等，2012)。机构投资者是否在并购中发挥监督制衡作用，主要取决于其成本和收益的比较。如果监督制衡的收益大于成本，则机构投资者就具备相应动机，反之则缺乏动机。此外，机构投资者在创新驱动型并购事件中如何影响事件的发展，与机构投资者的投资理念有很大关系。如果机构投资者注重企业的短期收益，对于并购和创新这样颇具风险性的投资，机构投资者通常会极力反对和阻挠(Bushee，2001)；如果机构投资者坚持价值投资，关注企业长期的价值表现，那么对于可能给企业带来未来收益的投资，机构投资者会予以支持和监督(Bushee，2001；Callen和Fang，2013)。他们面对主并方在并购中对创新的不同态度，会如何反应，进而如何影响创新绩效呢？

就我国目前的现实情况来看，机构投资者的持股比例较低，各类机构股东持股分散，因此监督成本巨大；加之中国资本市场正处于发展阶段，较多的限制条件降低了机构股东发挥监督作用的积极性。此外，如果机构股东与企业之间存在密切的业务往来关系，机构股东也有可能出于维系业务关系的目的降低对管理层和大股东的监督制衡倾向(甄丽明和唐清泉，2015)。从本文样本数据中各类机构股东的持股情况来看，银行和证券投资基金持股居多，这类机构股东通常关注企业股权的流动性和短期盈利情况。这些特征可能使他们更倾向于反对创新驱动型并购这样风险高、回报周期长的投资项目，即使无法改变并购决策，也可能出于规避风险、保证投资收益等目的对并购后的创新协同做出过度监督和制衡。此时机构投资者的监督制衡能力越强，则可能反而会降低主并方的创新绩效。基于以上分析，本文提出假设3：

H3：在进行创新驱动型并购时，机构投资者监督制衡能力越强，创新绩效越弱。

三、研究设计

(一)样本选择与数据来源

本文获取了2011～2014年深沪两市上市公司的并购活动，剔除金融行业以及数据缺失的样本后得到543个样本。考虑到由于并购前后各两年的对比，所以实际涉及的样本区间为2009～2016年。创新产出数据来自国泰安(CSMAR)中国上市公司专利研究数据库，其他控制变量数据均来自国泰安(CSMAR)数据库和锐思(RESSET)金融数据库。

(二)变量与模型

本文针对假设1建立模型1：

lnnChg=α0+α1IDMA+αi+1ΣControli+ξ

(1)

参考Lerner等(2011)、Faleye等(2014)和陈玉罡等(2015)学者的做法，模型1用并购后两年的专利申请数平均值(lnnAfter)与并购前两年的专利申请数平均值(lInnBefore)之差(lnnChg)作为因变量来衡量并购方的创新绩效。解释变量是否创新驱动型并购(lDMA)的数据由手工收集得到，通过查看上市公司并购前发布的“并购重组说明”(或“重大事项说明”)，对并购目的等相关内容以“创新”“技术”“新产品”“研发”等关键字进行搜索，甄别该事件是否属于创新驱动型并购。若通过关键字可以确认并购交易的性质和目的符合本文对创新驱动型并购的定义，则确认为创新驱动型并购，IDMA取值为1；反之为非创新驱动型并购，IDMA取值为0。模型中其他变量定义见表1。

为验证假设2，本文对创新驱动型并购子样本以模型2进行回归，同时使用非创新驱动型样本作为参照，模型中SOE代表企业性质，国有企业取值为1，否则为0。其他变量定义见表1。

lnnChg=β0+β1SOE+βi+1ΣControli+ξ

(2)

为验证假设3，本文对创新驱动型并购子样本以模型3进行回归，同时使用非创新驱动型样本作为参照，模型中通过机构投资者持股比例(Ins)衡量机构投资者的监督制衡能力。模型中其他变量定义见表1。

InnChg=δ0+δ1Ins+δi+1ΣControli+ξ

(3)

四、实证分析结果

(一)描述性统计及独立样本t检验

为了考察创新驱动型并购对创新绩效的影响，表2展示了创新驱动型并购和非创新驱动型并购的分组描述性统计结果。两组样本创新绩效(lnnChg)均值分别为0.189和-0.034，差异在1%的水平下显著，说明创新驱动型并购的创新绩效显著大于非创新驱动型并购的创新绩效，一定程度上验证了假设1。此外，创新驱动组中Size、Age、LEV的均值显著小于非创新驱动组中对应变量的均值，说明规模小、创立晚、负债率低的企业更倾向于参与创新驱动型并购；而创新驱动组中ROA的均值大于非创新驱动组对应的均值，也说明盈利能力好的企业更热衷于创新。

表2 创新驱动型并购、非创新驱动型并购主要变量描述性统计结果

注：*、**、***分别表示在 10% ，5% ，1%水平下显著.

表3对创新驱动型并购样本中国有企业组和非国有企业组的主要变量做了分组描述性统计，从统计结果可以看出，国有企业的创新绩效显著大于非国有企业的创新绩效，股权性质对创新驱动型并购的创新绩效可能具有积极的影响，初步支持了假设2。

表3 创新驱动型并购中国有、非国有企业主要变量描述性统计

注：*、**、***分别表示在 10% ，5% ，1%水平下显著.

(二)相关性分析

在相关性分析中，主要关注IDMA、SOE、Ins与InnChg的相关系数。IDMA与InnChg的相关系数为0.14，且在1%显著性水平下显著，说明创新驱动型并购可以促进并购方的创新绩效。变量SOE与InnChg的相关系数为0.21，在1%显著性水平下显著。Ins与InnChg的相关系数为0.14，在1%显著性水平下显著。主要变量之间不存在过高的相关性。

表4 相关系数矩阵

注：*、**、***分别表示在 10%、5%、1%水平下显著.

(三)模型回归分析

根据表5可以发现：(1)模型1中创新驱动型并购(IDMA)对应的系数是0.252，在1%的水平下显著，这说明相比传统并购，创新驱动型并购对企业的创新绩效有更加积极的作用，支持了假设1。(2)模型2中，创新驱动型并购子样本的SOE系数在1%水平下显著性为0.372，作为对比，传统并购子样本中该系数不显著。这说明在企业进行创新驱动型并购时，国有企业性质带来的各方面资源可以帮助其在并购后获得更好的创新绩效，支持了假设2。(3)模型3中，创新驱动型并购子样本的lns系数均不显著，与之对比的一般并购子样本中，两变量系数均在1%水平下显著为正。这说明机构投资者的监督制衡能力越强，在进行一般并购后越能取得更好的创新绩效，进行创新驱动型并购后则没有明显作用，部分支持了假设3。

表5 模型1～3的回归结果

注：*、**、***分别表示在 10% ，5% ，1%水平下显著.

(四)稳健性检验

针对以上实证研究结果，本文借鉴双重差分模型的思路构建模型4，对假设1进行稳健性检验。处理过程为：(1)收集并购方并购前、后两年的专利申请数，以每年专利申请数(lnnLevel)的自然对数作为该年的创新水平；(2)收集计算并购方并购前、后两年的企业规模、年龄、盈利水平、负债水平和研发投入等数据，作为控制变量；(3)增加衡量事件发生前后的变量Time，并购事件发生前该变量取0，并购事件发生后该变量取1。通过以上操作，本文共获得1447个样本用于稳健性检验。

lnnLevel=α0+α1IDMA+α2Time+α3IDMA*Time+αi+3ΣControli+ξ

(4)

针对假设2，本文在模型4的基础上，进一步构建模型5：

lnnLevel=β0+β1IDMA+β2Time+β3SOE+β4IDMA*Time*SOE+βi+4ΣControli+ξ

(5)

针对假设3，本文将lns以均值划界，令大于均值的样本lns取值为1，否则为0，并在假设4基础上构建模型6：

lnnLevel=β0+β1IDMA+β2Time+β3Ins+β4IDMA*Time*lns+βi+4ΣControli+ξ

(6)

模型4～6的结果列示在表6中。从表6的结果可以看到，模型4的回归中IDMA和Time的交乘项系数在5%的水平下显著为正，即相比一般并购的公司，创新驱动型并购的公司在并购后的创新绩效更好，仍支持假设1。模型5的回归中IDMA和Time、SOE的交乘项系数显著为正，如果进行创新驱动型并购，则国有公司会获得比非国有公司更好的创新产出，仍支持假设2。模型6的回归中IDMA和Timelns的交乘项不显著，表现出机构投资者的监督制衡能力与创新驱动型并购后的创新产出没有明显的相关关系，部分支持了假设3。

表6 稳健性回归结果

注：*、**、***分别表示在 10% ，5% ，1%水平下显著.

五、结论与启示

第一，从创新驱动型并购与创新绩效的关系来看，创新驱动型并购对企业的创新绩效存在着显著的促进效应，创新驱动型并购可以帮助企业更好地达到创新目的。在我国企业当前自主创新能力不足的情况下，通过创新驱动型并购可以扩展创新来源，增强企业的创新实力。

第二，在创新驱动型并购中，国有企业会比非国有企业获得更好的创新绩效。随着国家创新驱动发展战略的深入，国有企业缺乏创新精神的状况在发生深刻变化，而且国有企业可能获得政策和资源方面的更多支持，集中了各项优秀资源，在创新资源上的聚集能力强，有雄厚的研发力量。

第三，在创新驱动型并购中，机构投资者对大股东的制衡并不会对创新产出产生积极影响。并购样本中，机构投资者以银行和证券投资基金持股居多，这类机构股东通常关注企业股权的流动性和短期盈利情况，从而更倾向于反对创新驱动型并购这样风险高、回报周期长的投资项目，即使无法改变并购决策，也可能出于规避风险、保证投资收益等目的对并购后的创新协同做出过度监督和制衡。

根据以上结论，本文提出如下建议：(1)由于创新驱动型并购对主并方创新绩效具有积极作用，所以企业可以考虑开展创新驱动型并购，整合外部知识、技术和创新成果，提升自己的创新水平。(2)国有企业拥有独特的资源优势和政策优势，创新驱动型并购为国有企业带来的创新绩效更加显著，是实现国家创新驱动战略的重要力量。因此，管理部门应进一步鼓励国有企业深化改革，加强针对创新的并购、整合活动。(3)我国机构投资者的成长非常迅速，但仍不够成熟，更看重短期价值，这需要市场的不断完善以及管理部门的引导和监督。