制度环境、企业并购与产业升级

孙晓琳 曹东阳（大连工业大学管理学院辽宁大连116034）

一、引言

并购是实现社会资源优化配置、提高企业核心竞争力的重要途径，之前对并购的研究大多集中在企业并购动因及并购绩效与价值创造等方面。近年来，随着我国经济进入新常态，传统的通过雇用廉价劳动力、过渡消耗资源换取快速增长的经济发展模式已发生转变，企业走上了内生增长、创新驱动的发展道路，产业升级是当前企业发展的方向和必然选择，即通过提高技术水平、管理水平以及生产要素的配置效率，实现企业由劳动密集型、低附加值状态向技术密集型、高附加值状态演变的转型升级［1］。而并购通过促进企业资源的空间转移，一方面能够提高行业集中度，使资源向优势企业聚集，另一方面能够加速高新技术产业与传统产业技术与资源的融合，带动传统产业的发展，从而促进企业的转型升级。

然而，经济体中制度环境差异可能导致企业产业升级有所差异，从而使得各个经济体在产业升级的速度和绩效上有所不同。一方面，从区域角度来看，各地区在资源禀赋、技术水平、制度环境等方面均存在差异，势必会对企业产业升级造成不同程度的影响，有必要从区域差异的角度对并购地的同属性，即同地并购与异地并购进行比较分析；另一方面，如何转换政府职能，提高金融发展水平，加强知识产权保护力度，降低各类要素资源的价格扭曲以及提高企业创新能力，是我国企业实现转型升级的重要条件。因此，本文基于企业层面实证检验并购，包括同地并购和异地并购对企业产业升级的影响，并将“制度环境”纳入考察范围，以全面地分析影响企业产业升级的制度基础，不仅可以丰富并购重组、产业升级等相关领域的研究成果，还可以为产业发展和制度规范建设提供更加严谨的经验证据。

二、理论分析与研究假设

企业并购对扩大企业规模、优化资源配置、促进产业升级和经济增长具有重要影响。企业通过并购可以实现生产要素从目标企业到主并企业的转移，主并企业吸收有利于自身企业发展的诸如技术、知识、资源等要素，或者将自身的先进技术、稀缺资源、高水平管理理念等注入目标企业，在一定程度上可促进各企业的产业升级。从要素禀赋角度，要素禀赋结构的改善会带动产业升级。同地并购的双方因位于同一地区，企业之间的生产要素在分布状况、价格水平以及可得性等方面差别不是很大，并购后对企业的要素禀赋结构影响较小；而异地并购因并购双方位于不同地区，生产要素各方面会存在较大差异，从而对企业要素结构产生较大影响，产业升级效果更明显。白雪洁和卫婧婧（2017）研究认为，异地并购能够促进并购地的产业升级［2］。胡杰武等（2012）研究指出跨区域并购能够促进地区产业升级和区域经济增长［3］。基于上述分析，本文提出如下假设：

H1a：并购能够促进企业的产业升级；

H1b：相比于同地并购，异地并购对企业产业升级的促进作用更明显。

自主研发能力与技术创新水平会影响地区乃至国家的经济增长和产业升级发展，而技术创新和自主研发能力又受知识产权保护这一制度环境的影响。因此，知识产权保护力度会对地区经济增长和产业升级产生一定影响。王智新和梁翠（2016）研究认为，知识产权保护对战略新兴产业升级具有显著的正向促进作用，且因行业的不同而存在差异［4］。许艺苹（2018）通过ArcGIS软件对知识产权与产业升级进行研究，发现知识产权水平显著促进各地区的产业升级［5］。不同地区之间在知识产权水平方面具有较大差异。同地并购与异地并购因并购双方所在地区不同，在知识产权保护对并购和企业产业升级的影响中会有所差别。异地并购的并购双方来自不同的省份（直辖市或自治区），知识产权保护力度的差异会影响其对并购企业产业升级的效果。基于上述分析，本文提出如下假设：

H2a：知识产权保护对企业并购产业升级具有正向促进作用；

H2b：知识产权保护对同地并购和异地并购企业的产业升级的调节作用存在差异。

在现有经济体制下，地方政府可能会为追求社会安定、维护地方经济发展和充分就业、解决当地财政收支、提高官员政绩等目标，在短期内对企业实施“拉郎配”等低效的并购。这种非市场化运作的并购活动可能会使主并企业面临着人员整合、管理理念、技术融合等方面的困难，降低了并购资源整合的效率，进而影响并购产业升级效果。进一步，异地并购会涉及资源外流的情况，基于对当地资源配置的考虑，政府对同地并购和异地并购干预的方式和手段会有所不同。其次，同地并购可能更多的是地方政府主导的并购，而异地并购可能更多的受市场行为的影响。基于上述分析，本文提出如下假设：

H3a：政府干预对企业并购产业升级具有负向抑制作用；

H3b：政府干预对同地并购和异地并购企业的产业升级的调节作用存在差异。

企业产业升级中不论是生产活动还是研发活动都需要消耗大量的资金，而当地金融机构可以为企业提供相应的资金支持。因此，地区的金融发展水平对企业并购产业升级具有重要作用。地区金融发展水平越高，企业融资来源越多，融资成本就会越低，越有利于产业的转型升级。完善的金融体系能够降低信息不称性，帮助金融机构获得更多有用的企业信息，将资金投放给信用良好、能创造更多财富的企业；较高的金融发展水平能够降低企业的代理成本，提高经营效率。此外，在同地并购中，并购双方位于同一地区，并购前后金融发展水平并未发生变化；在异地并购中，通常并购企业位于发达地区，金融发展水平较高，并购后目标企业可以享受主并企业所在地高水平金融发展优势，从而使金融发展水平对同地并购和异地并购企业的产业升级效果产生差异。基于上述分析，本文提出如下假设：

H4a：金融发展对企业并购产业升级具有正向促进作用；

H4b：金融发展对同地并购和异地并购企业的产业升级的调节作用存在差异。

三、研究设计

（一）样本选择与数据来源

本文以2011—2015年沪深A股制造业并购为研究样本，根据研究需要进行以下筛选：（1）重组类型为资产收购和股权收购的样本；（2）剔除交易不成功以及并购双方注册地为西藏或非中国境内的并购样本；（3）如果一家企业当年同时发生同地和异地两种并购类型，以并购规模最大的并购类型为主；（4）鉴于数据处理的需要，剔除并购规模为0的样本；（5）剔除财务数据不全的企业样本。经过上述筛选并剔除异常值的影响后，最终得到了1 101个并购样本，其中同地并购样本654个，异地并购样本447个。

并购数据及其样本企业财务数据均来自于国泰安数据库，对于缺失数据主要通过巨潮资讯、和讯网站等公布的年度报告及并购公告提供的信息予以补充。政府干预指数和知识产权保护水平来源于王晓鲁、樊纲和余静文所编制的《中国分省份市场化指数报告（2016）》。其他宏观地区数据来源于中国统计年鉴以及30个省份（自治区、直辖市）的统计年鉴。

（二）变量选择与界定

1.被解释变量。本文从微观企业角度利用全要素生产率（TFP）来测度企业的产业升级（IUP），并利用三要素Cobb-Douglas生产函数导出最终值。生产函数的基本形式为：

其中，AT表示全要素生产率TFP，L表示劳动投入，K表示资本投入，M表示中间投入，α、β和γ分别为劳动力、资本和中间投入的产出弹性系数，代表劳动、资本和中间投入对产出的贡献程度。对于不同企业i（i=1，2……N），在时间t（t=1，2……T）内，式（1）两边取自然对数可得到：

一定时间内假定技术参数α、β和保γ持不变，而TFP则会随企业的变化而变化，但TFP不可观察，令μit=LnATit，则式（2）可以改写成：

其中，TFPit=exp（LnAit）=exp（μit）

式（3）中，用企业年末营业收入（元）来度量产出Yit，为消除通货膨胀或紧缩的影响，对历年各企业的数据都以2010年为基期的工业生产者出厂价格指数进行平减；用营业成本（元）来度量中间投入Mit，以2010年为基期的GDP定基指数进行平减；用年末员工总人数来表示劳动Lit。对于资本Kit的度量，采用永续盘存法进行测度，用固定资产净值替代资本存量。同样地，以2010年为基期的中国统计年鉴中固定资产投资价格指数进行平减，并参照张世虎（2016）的研究［6］，以10%作为固定资产折旧率，计算公式如下：

其中，Kit代表i企业扣除固定资产折旧、在基期价格水平下第t年的固定资产净值，Ki,t-1为i企业在第t-1年资产负债表中的固定资产价格净值，δit为折旧率，Iit/θit表示i企业在第t年经过平减之后的固定资产净值。

每个样本的全要素生产率就是公式（3）的回归估计残值，即所谓的“索洛余值”。最终被解释变量企业产业升级（IUP）采用每个样本在并购前一年、并购当年以及并购后两年的全要素生产率的均值来衡量。

2.解释变量。

（1）并购（M&A），用并购规模来衡量。根据并购双方企业注册地是否位于同一省份（自治区、直辖市）将样本划分为同地并购与异地并购；将每个样本企业发生的主并企业注册地为同一省份（自治区、直辖市）的同地并购（异地并购）事件所涉及的金额加总，如果母公司及其子公司在同一年、分别作为主并企业在不同的省份（自治区、直辖市）发生多起同地并购（异地并购）事件，则以并购规模最大的为主，如果一家企业当年同时发生同地并购和异地并购，以并购规模最大的并购类型为主确定该企业最终的并购类型及并购规模。

（2）知识产权保护（Know），采用《中国分省份市场化指数报告（2016）》中的知识产权保护指数来衡量主并企业所在地的知识产权保护水平。

（3）政府干预（Gov），采用王晓鲁、樊纲、余静文所编制的中国分省份市场化指数报告（2016）中的“减少政府对企业的干预”的得分来度量主并企业所在地的政府干预强度。

（4）金融发展（FD），以主并企业所在省份（自治区、直辖市）的存贷款总额与当地的GDP之比来度量金融发展水平。

3.控制变量。对于地区层面的变量，经济发展水平（Pgdp）用主并企业所在省份（自治区、直辖市）人均GDP来衡量。研发强度（R&D）和贸易开放水平（Open）分别用主并企业所在省份（自治区、直辖市）R&D经费、进出口贸易总额与各地区的国内生产总值之比来衡量。财务杠杆采用并购当年期末的负债总额与资产总额之比来度量。成立时间采用企业成立年份至并购发生年份之间年数的自然对数来度量。企业规模运用并购当年期末总资产账面价值的自然对数来度量。

（三）模型设计

本文选用以下模型检验并购与产业升级的关系以及制度环境对并购产业升级的影响

模型2与模型3中，Ins代表制度环境变量，多元回归中分别检验知识产权保护（Know）、政府干预（Gov）和金融发展水平（FD）。

四、实证检验与分析

（一）样本全要素生产率Wilcoxon秩检验

表1 样本企业并购前后各年TFP均值及并购后各年较并购前一年TFP均值变化

采用公式（3）去除常数项对样本企业进行回归估计，并对回归残值取自然对数即得到样本企业各年的全要素生产率。表1是经过描述性统计的并购前一年至并购后两年的TFP均值和并购后各年与并购前一年相比的TFP均值变化的结果，初步表明样本企业的TFP在并购当年及并购后第一年、第二年都呈现上升趋势，且样本企业并购后各年TFP差额均值也逐年增加，说明并购能够促进企业产业升级且促进作用逐年提高。并购后各年样本企业TFP的标准差远大于均值，表明并购对不同企业的产业升级促进作用可能存在较大差异。

（二）样本的统计性描述

表2列示了样本总体相关变量的描述性统计结果。从中可以看出，在总体样本中，衡量产业升级的IUP均值为1.0566，相比于并购前，企业IUP值平均提高了5.66%，也初步说明并购促进了企业的产业升级。并购规模均值为18.57，标准差较大，说明样本企业的并购规模差异较大。制度环境的三个因素中，知识产权保护水平Know的均值为11.5122，标准差为10.4624，在所有变量中最大，说明地区之间知识产权保护水平差别较大，可能会对产业升级造成较大的影响。样本企业的平均负债率为50.80%，负债规模适度。

表2 样本总体相关变量描述性统计

本文还进行了Pearson相关性检验与共线性检验，限于文章篇幅尚未列示具体数据结果。相关性检验初步显示并购规模（M&A）与产业升级（IUP）在5%的水平上显著正相关，说明企业并购能够促进产业升级。共线性检验的方差膨胀因子VIF值最大的为4.785，远低于10；容忍度Tol值最小的为0.209，大于0.1，说明模型中各变量之间不存在多重共线性问题。因此，可以运用上述模型进行多元回归分析。

（三）多元回归分析

1.并购与企业产业升级。

表3是根据模型1回归的结果。从中可以看出，样本总体不论是否加入控制变量，并购规模（M&A）的系数在1%水平上都显著为正，说明企业并购能够促进其产业升级，且并购规模越大，企业产业升级效果越好，假设H1a得到验证。分样本的检验中，无论是同地并购还是异地并购，并购规模（M&A）的系数也都在1%水平上显著为正，说明同地并购和异地并购均能够促进企业产业升级，并购规模越大，产业升级效果越好。但两样本对企业产业升级的促进作用的差异并无法直观地显示，H1b尚不能得到直接验证。

2.制度环境对并购产业升级的影响检验。下页表4是基于模型2和模型3回归检验制度环境对并购产业升级的影响，具体包括知识产权保护（Know）、政府干预（Gov）和金融发展水平（FD）三个方面。检验过程中均是加入制度环境相关变量的前提下，再加入其与并购规模的交互项，考察不同制度因素对并购产业升级的调节效应。限于文章篇幅，下页表4中样本总体列出了模型2与模型3的全部结果，而分样本的检验仅列出模型3的结果。

表3 并购与企业产业升级回归分析

（1）知识产权保护、企业并购与产业升级。在样本总体中，知识产权保护对企业产业升级具有显著的负向影响；但在同地并购和异地并购两组样本中其均对产业升级的影响为负，但却不显著。与前述假设分析正好相反，假设H2a没有得到验证。这可能是高水平的知识产权制度为了保护创新者的利益会严格限制企业间的技术交易活动，增加了企业获取新技术的成本。技术交易行为的发生除了可以获取其他企业比自身更高端的技术外，还可能获得比自身研发更低的研发成本。严格的知识产权保护在一定程度上会减少企业间的技术交易活动，制约了企业获取先进技术的途径，从而不利于企业的产业升级。同地并购中，知识产权保护与并购规模的交互项在1%水平上显著为正，说明知识产权保护对发生同地并购企业的产业升级产生积极的正向调节作用。企业通过同地并购，可以获得其他企业的知识产权，提高自身的技术水平，从而助推产业升级。异地并购中，知识产权保护与并购规模的交互项在10%水平上显著为负，说明知识产权保护对异地并购的产业升级产生负向调节作用，这可能是因为政府为了减少当地先进技术的外流，避免地区间竞争而限制了知识产权的转移，从而使知识产权保护表现为负向调节作用。由此可知，知识产权保护对同地并购和异地并购的企业产业升级的调节作用存在差异，假设H2b得到验证。

（2）政府干预、并购与企业产业升级。在样本总体和同地并购中政府干预与企业产业升级在1%水平上显著负相关，在异地并购中在5%水平上显著负相关，说明政府干预程度越强企业产业升级效果越差，即政府干预对企业产业升级具有负向抑制作用，假设H3a得到验证。进一步，在同地并购中，政府干预与并购规模的交互项在5%水平上显著为正，说明政府干预对发生同地并购企业的产业升级产生积极的正向调节作用，即政府干预对同地并购企业的产业升级伸出的是“支持之手”。政府为促进当地经济发展，会通过干预同地并购活动实现资源的最优化配置，使资源得到最有效的利用，进而带动企业的优化升级。在异地并购中，政府干预与并购规模的交互项在1%水平上显著为负，说明政府干预对发生异地并购企业的产业升级产生负向调节作用，异地并购活动涉及资源在不同地区之间的转移，政府为防止当地资源的外流，会采取相应的措施干预异地并购的进行，制约并购双方之间资源的流动，对企业产业升级产生阻碍作用。可见，政府干预对同地并购和异地并购的企业产业升级的调节作用存在差异，假设H3b得到验证。

（3）金融发展、并购与企业产业升级。无论样本总体还是分样本检验，金融发展水平对企业产业升级均在1%水平上显著为正，说明金融发展对企业产业升级具有正向促进作用，金融发展水平越高，企业产业升级效果越好，假设H4a得到验证。金融发展水平的提高可以减少企业的融资成本和代理成本、降低信息不对称性，从而为企业产业升级创造更有利的条件。在同地并购中，金融发展水平与并购规模的交互项在5%水平上显著为正，说明金融发展对发生同地并购的产业升级产生积极的正向调节作用；在异地并购中，金融发展水平与并购规模的交互项在1%水平上显著为正，同样地，金融发展对异地并购的产业升级产生积极的正向调节作用。金融发展对两样本并购产业升级的调节作用不存在明显差异，假设H4b没有得到验证。

表4 制度环境、企业并购与产业升级回归分析

为进一步验证假设H1b和假设H4b是否成立，表5进行了两独立样本的Mann-Whitney U检验。从中可以看出，除研发投入（R&D）外，其他变量的组间差异均在1%或5%置信水平上显著，说明这些变量在同地并购与异地并购间均存在明显差异。与同地并购相比，异地并购的IUP秩均值较高，说明异地并购对企业产业升级的促进作用更明显，假设H1b得到验证。金融发展水平与并购规模的交互项在1%水平上显著，且异地并购FD*M&A的秩均值大于同地并购，说明金融发展水平对两样本企业产业升级的调节作用存在明显差异且异地并购的调节作用大于同地并购。结合上页表4得出的“金融发展对并购企业产业升级具有正向调节作用”的结论，说明金融发展对异地并购的企业产业升级的正向调节作用大于对同地并购的企业产业升级的正向调节作用，即金融发展水平对同地并购和异地并购企业的产业升级的调节作用存在差异，假设H4b得到验证。

表5 同地并购与异地并购的组间差异检验

五、研究结论与启示

本文以我国沪深A股制造业企业1 101起并购事件为样本，以并购前后全要素生产率变化的均值来衡量企业的产业升级，检验企业并购对产业升级的影响，以及制度环境对并购产业升级的调节效应。研究发现：并购能够显著促进企业的产业升级，异地并购对企业产业升级的促进作用大于同地并购；知识产权保护、政府干预和金融发展均对并购产业升级具有调节作用。但在同地并购中，知识产权保护对企业并购产业升级具有正向调节作用，政府干预对并购产业升级产生积极影响，发挥着“支持之手”的作用；但对异地并购知识产权保护抑制了并购产业升级效应，政府干预也发挥着负向的调节作用；然而金融发展对异地并购企业的产业升级的正调节作用大于对同地并购的正调节作用。

并购作为我国企业实现快速扩张的主要途径，通过促进企业资源的空间转移和最优化配置，实现产业升级具有重要的影响。在并购实践中应积极通过异地并购的资源转移功能，有秩序地将传统产业转移出去，将资源用于最需要的发展中，使资源得到最有效的利用；同时，通过并购将高端技术、优秀人才、知名品牌以及先进的管理经验等引进来，带动企业发展的同时，为产业升级注入新鲜血液。同时，积极转变政府职能，在发挥对区域内并购产业升级积极调节作用的同时，促进并支持跨区域并购；在知识产权保护的同时注意打破新技术、新知识在企业间的传播的壁垒，真正通过技术水平的提升实现产业的转型升级；加强金融体系建设，减少信息不对称及企业融资成本，金融机构应注重资金的使用用途，尤其要关注处于转型升级企业的资金需求，以充分发挥金融业对我国企业产业升级的推动作用。