制度環境、企業并購與產業升級

孫曉琳 曹東陽（大連工業大學管理學院遼寧大連116034）

一、引言

并購是實現社會資源優化配置、提高企業核心競爭力的重要途徑，之前對并購的研究大多集中在企業并購動因及并購績效與價值創造等方面。近年來，隨著我國經濟進入新常態，傳統的通過雇用廉價勞動力、過渡消耗資源換取快速增長的經濟發展模式已發生轉變，企業走上了內生增長、創新驅動的發展道路，產業升級是當前企業發展的方向和必然選擇，即通過提高技術水平、管理水平以及生產要素的配置效率，實現企業由勞動密集型、低附加值狀態向技術密集型、高附加值狀態演變的轉型升級［1］。而并購通過促進企業資源的空間轉移，一方面能夠提高行業集中度，使資源向優勢企業聚集，另一方面能夠加速高新技術產業與傳統產業技術與資源的融合，帶動傳統產業的發展，從而促進企業的轉型升級。

然而，經濟體中制度環境差異可能導致企業產業升級有所差異，從而使得各個經濟體在產業升級的速度和績效上有所不同。一方面，從區域角度來看，各地區在資源稟賦、技術水平、制度環境等方面均存在差異，勢必會對企業產業升級造成不同程度的影響，有必要從區域差異的角度對并購地的同屬性，即同地并購與異地并購進行比較分析；另一方面，如何轉換政府職能，提高金融發展水平，加強知識產權保護力度，降低各類要素資源的價格扭曲以及提高企業創新能力，是我國企業實現轉型升級的重要條件。因此，本文基于企業層面實證檢驗并購，包括同地并購和異地并購對企業產業升級的影響，并將“制度環境”納入考察范圍，以全面地分析影響企業產業升級的制度基礎，不僅可以豐富并購重組、產業升級等相關領域的研究成果，還可以為產業發展和制度規范建設提供更加嚴謹的經驗證據。

二、理論分析與研究假設

企業并購對擴大企業規模、優化資源配置、促進產業升級和經濟增長具有重要影響。企業通過并購可以實現生產要素從目標企業到主并企業的轉移，主并企業吸收有利于自身企業發展的諸如技術、知識、資源等要素，或者將自身的先進技術、稀缺資源、高水平管理理念等注入目標企業，在一定程度上可促進各企業的產業升級。從要素稟賦角度，要素稟賦結構的改善會帶動產業升級。同地并購的雙方因位于同一地區，企業之間的生產要素在分布狀況、價格水平以及可得性等方面差別不是很大，并購后對企業的要素稟賦結構影響較小；而異地并購因并購雙方位于不同地區，生產要素各方面會存在較大差異，從而對企業要素結構產生較大影響，產業升級效果更明顯。白雪潔和衛婧婧（2017）研究認為，異地并購能夠促進并購地的產業升級［2］。胡杰武等（2012）研究指出跨區域并購能夠促進地區產業升級和區域經濟增長［3］。基于上述分析，本文提出如下假設：

H1a：并購能夠促進企業的產業升級；

H1b：相比于同地并購，異地并購對企業產業升級的促進作用更明顯。

自主研發能力與技術創新水平會影響地區乃至國家的經濟增長和產業升級發展，而技術創新和自主研發能力又受知識產權保護這一制度環境的影響。因此，知識產權保護力度會對地區經濟增長和產業升級產生一定影響。王智新和梁翠（2016）研究認為，知識產權保護對戰略新興產業升級具有顯著的正向促進作用，且因行業的不同而存在差異［4］。許藝蘋（2018）通過ArcGIS軟件對知識產權與產業升級進行研究，發現知識產權水平顯著促進各地區的產業升級［5］。不同地區之間在知識產權水平方面具有較大差異。同地并購與異地并購因并購雙方所在地區不同，在知識產權保護對并購和企業產業升級的影響中會有所差別。異地并購的并購雙方來自不同的省份（直轄市或自治區），知識產權保護力度的差異會影響其對并購企業產業升級的效果。基于上述分析，本文提出如下假設：

H2a：知識產權保護對企業并購產業升級具有正向促進作用；

H2b：知識產權保護對同地并購和異地并購企業的產業升級的調節作用存在差異。

在現有經濟體制下，地方政府可能會為追求社會安定、維護地方經濟發展和充分就業、解決當地財政收支、提高官員政績等目標，在短期內對企業實施“拉郎配”等低效的并購。這種非市場化運作的并購活動可能會使主并企業面臨著人員整合、管理理念、技術融合等方面的困難，降低了并購資源整合的效率，進而影響并購產業升級效果。進一步，異地并購會涉及資源外流的情況，基于對當地資源配置的考慮，政府對同地并購和異地并購干預的方式和手段會有所不同。其次，同地并購可能更多的是地方政府主導的并購，而異地并購可能更多的受市場行為的影響。基于上述分析，本文提出如下假設：

H3a：政府干預對企業并購產業升級具有負向抑制作用；

H3b：政府干預對同地并購和異地并購企業的產業升級的調節作用存在差異。

企業產業升級中不論是生產活動還是研發活動都需要消耗大量的資金，而當地金融機構可以為企業提供相應的資金支持。因此，地區的金融發展水平對企業并購產業升級具有重要作用。地區金融發展水平越高，企業融資來源越多，融資成本就會越低，越有利于產業的轉型升級。完善的金融體系能夠降低信息不稱性，幫助金融機構獲得更多有用的企業信息，將資金投放給信用良好、能創造更多財富的企業；較高的金融發展水平能夠降低企業的代理成本，提高經營效率。此外，在同地并購中，并購雙方位于同一地區，并購前后金融發展水平并未發生變化；在異地并購中，通常并購企業位于發達地區，金融發展水平較高，并購后目標企業可以享受主并企業所在地高水平金融發展優勢，從而使金融發展水平對同地并購和異地并購企業的產業升級效果產生差異。基于上述分析，本文提出如下假設：

H4a：金融發展對企業并購產業升級具有正向促進作用；

H4b：金融發展對同地并購和異地并購企業的產業升級的調節作用存在差異。

三、研究設計

（一）樣本選擇與數據來源

本文以2011—2015年滬深A股制造業并購為研究樣本，根據研究需要進行以下篩選：（1）重組類型為資產收購和股權收購的樣本；（2）剔除交易不成功以及并購雙方注冊地為西藏或非中國境內的并購樣本；（3）如果一家企業當年同時發生同地和異地兩種并購類型，以并購規模最大的并購類型為主；（4）鑒于數據處理的需要，剔除并購規模為0的樣本；（5）剔除財務數據不全的企業樣本。經過上述篩選并剔除異常值的影響后，最終得到了1 101個并購樣本，其中同地并購樣本654個，異地并購樣本447個。

并購數據及其樣本企業財務數據均來自于國泰安數據庫，對于缺失數據主要通過巨潮資訊、和訊網站等公布的年度報告及并購公告提供的信息予以補充。政府干預指數和知識產權保護水平來源于王曉魯、樊綱和余靜文所編制的《中國分省份市場化指數報告（2016）》。其他宏觀地區數據來源于中國統計年鑒以及30個省份（自治區、直轄市）的統計年鑒。

（二）變量選擇與界定

1.被解釋變量。本文從微觀企業角度利用全要素生產率（TFP）來測度企業的產業升級（IUP），并利用三要素Cobb-Douglas生產函數導出最終值。生產函數的基本形式為：

其中，AT表示全要素生產率TFP，L表示勞動投入，K表示資本投入，M表示中間投入，α、β和γ分別為勞動力、資本和中間投入的產出彈性系數，代表勞動、資本和中間投入對產出的貢獻程度。對于不同企業i（i=1，2……N），在時間t（t=1，2……T）內，式（1）兩邊取自然對數可得到：

一定時間內假定技術參數α、β和保γ持不變，而TFP則會隨企業的變化而變化，但TFP不可觀察，令μit=LnATit，則式（2）可以改寫成：

其中，TFPit=exp（LnAit）=exp（μit）

式（3）中，用企業年末營業收入（元）來度量產出Yit，為消除通貨膨脹或緊縮的影響，對歷年各企業的數據都以2010年為基期的工業生產者出廠價格指數進行平減；用營業成本（元）來度量中間投入Mit，以2010年為基期的GDP定基指數進行平減；用年末員工總人數來表示勞動Lit。對于資本Kit的度量，采用永續盤存法進行測度，用固定資產凈值替代資本存量。同樣地，以2010年為基期的中國統計年鑒中固定資產投資價格指數進行平減，并參照張世虎（2016）的研究［6］，以10%作為固定資產折舊率，計算公式如下：

其中，Kit代表i企業扣除固定資產折舊、在基期價格水平下第t年的固定資產凈值，Ki,t-1為i企業在第t-1年資產負債表中的固定資產價格凈值，δit為折舊率，Iit/θit表示i企業在第t年經過平減之后的固定資產凈值。

每個樣本的全要素生產率就是公式（3）的回歸估計殘值，即所謂的“索洛余值”。最終被解釋變量企業產業升級（IUP）采用每個樣本在并購前一年、并購當年以及并購后兩年的全要素生產率的均值來衡量。

2.解釋變量。

（1）并購（M&A），用并購規模來衡量。根據并購雙方企業注冊地是否位于同一省份（自治區、直轄市）將樣本劃分為同地并購與異地并購；將每個樣本企業發生的主并企業注冊地為同一省份（自治區、直轄市）的同地并購（異地并購）事件所涉及的金額加總，如果母公司及其子公司在同一年、分別作為主并企業在不同的省份（自治區、直轄市）發生多起同地并購（異地并購）事件，則以并購規模最大的為主，如果一家企業當年同時發生同地并購和異地并購，以并購規模最大的并購類型為主確定該企業最終的并購類型及并購規模。

（2）知識產權保護（Know），采用《中國分省份市場化指數報告（2016）》中的知識產權保護指數來衡量主并企業所在地的知識產權保護水平。

（3）政府干預（Gov），采用王曉魯、樊綱、余靜文所編制的中國分省份市場化指數報告（2016）中的“減少政府對企業的干預”的得分來度量主并企業所在地的政府干預強度。

（4）金融發展（FD），以主并企業所在省份（自治區、直轄市）的存貸款總額與當地的GDP之比來度量金融發展水平。

3.控制變量。對于地區層面的變量，經濟發展水平（Pgdp）用主并企業所在省份（自治區、直轄市）人均GDP來衡量。研發強度（R&D）和貿易開放水平（Open）分別用主并企業所在省份（自治區、直轄市）R&D經費、進出口貿易總額與各地區的國內生產總值之比來衡量。財務杠桿采用并購當年期末的負債總額與資產總額之比來度量。成立時間采用企業成立年份至并購發生年份之間年數的自然對數來度量。企業規模運用并購當年期末總資產賬面價值的自然對數來度量。

（三）模型設計

本文選用以下模型檢驗并購與產業升級的關系以及制度環境對并購產業升級的影響

模型2與模型3中，Ins代表制度環境變量，多元回歸中分別檢驗知識產權保護（Know）、政府干預（Gov）和金融發展水平（FD）。

四、實證檢驗與分析

（一）樣本全要素生產率Wilcoxon秩檢驗

表1 樣本企業并購前后各年TFP均值及并購后各年較并購前一年TFP均值變化

采用公式（3）去除常數項對樣本企業進行回歸估計，并對回歸殘值取自然對數即得到樣本企業各年的全要素生產率。表1是經過描述性統計的并購前一年至并購后兩年的TFP均值和并購后各年與并購前一年相比的TFP均值變化的結果，初步表明樣本企業的TFP在并購當年及并購后第一年、第二年都呈現上升趨勢，且樣本企業并購后各年TFP差額均值也逐年增加，說明并購能夠促進企業產業升級且促進作用逐年提高。并購后各年樣本企業TFP的標準差遠大于均值，表明并購對不同企業的產業升級促進作用可能存在較大差異。

（二）樣本的統計性描述

表2列示了樣本總體相關變量的描述性統計結果。從中可以看出，在總體樣本中，衡量產業升級的IUP均值為1.0566，相比于并購前，企業IUP值平均提高了5.66%，也初步說明并購促進了企業的產業升級。并購規模均值為18.57，標準差較大，說明樣本企業的并購規模差異較大。制度環境的三個因素中，知識產權保護水平Know的均值為11.5122，標準差為10.4624，在所有變量中最大，說明地區之間知識產權保護水平差別較大，可能會對產業升級造成較大的影響。樣本企業的平均負債率為50.80%，負債規模適度。

表2 樣本總體相關變量描述性統計

本文還進行了Pearson相關性檢驗與共線性檢驗，限于文章篇幅尚未列示具體數據結果。相關性檢驗初步顯示并購規模（M&A）與產業升級（IUP）在5%的水平上顯著正相關，說明企業并購能夠促進產業升級。共線性檢驗的方差膨脹因子VIF值最大的為4.785，遠低于10；容忍度Tol值最小的為0.209，大于0.1，說明模型中各變量之間不存在多重共線性問題。因此，可以運用上述模型進行多元回歸分析。

（三）多元回歸分析

1.并購與企業產業升級。

表3是根據模型1回歸的結果。從中可以看出，樣本總體不論是否加入控制變量，并購規模（M&A）的系數在1%水平上都顯著為正，說明企業并購能夠促進其產業升級，且并購規模越大，企業產業升級效果越好，假設H1a得到驗證。分樣本的檢驗中，無論是同地并購還是異地并購，并購規模（M&A）的系數也都在1%水平上顯著為正，說明同地并購和異地并購均能夠促進企業產業升級，并購規模越大，產業升級效果越好。但兩樣本對企業產業升級的促進作用的差異并無法直觀地顯示，H1b尚不能得到直接驗證。

2.制度環境對并購產業升級的影響檢驗。下頁表4是基于模型2和模型3回歸檢驗制度環境對并購產業升級的影響，具體包括知識產權保護（Know）、政府干預（Gov）和金融發展水平（FD）三個方面。檢驗過程中均是加入制度環境相關變量的前提下，再加入其與并購規模的交互項，考察不同制度因素對并購產業升級的調節效應。限于文章篇幅，下頁表4中樣本總體列出了模型2與模型3的全部結果，而分樣本的檢驗僅列出模型3的結果。

表3 并購與企業產業升級回歸分析

（1）知識產權保護、企業并購與產業升級。在樣本總體中，知識產權保護對企業產業升級具有顯著的負向影響；但在同地并購和異地并購兩組樣本中其均對產業升級的影響為負，但卻不顯著。與前述假設分析正好相反，假設H2a沒有得到驗證。這可能是高水平的知識產權制度為了保護創新者的利益會嚴格限制企業間的技術交易活動，增加了企業獲取新技術的成本。技術交易行為的發生除了可以獲取其他企業比自身更高端的技術外，還可能獲得比自身研發更低的研發成本。嚴格的知識產權保護在一定程度上會減少企業間的技術交易活動，制約了企業獲取先進技術的途徑，從而不利于企業的產業升級。同地并購中，知識產權保護與并購規模的交互項在1%水平上顯著為正，說明知識產權保護對發生同地并購企業的產業升級產生積極的正向調節作用。企業通過同地并購，可以獲得其他企業的知識產權，提高自身的技術水平，從而助推產業升級。異地并購中，知識產權保護與并購規模的交互項在10%水平上顯著為負，說明知識產權保護對異地并購的產業升級產生負向調節作用，這可能是因為政府為了減少當地先進技術的外流，避免地區間競爭而限制了知識產權的轉移，從而使知識產權保護表現為負向調節作用。由此可知，知識產權保護對同地并購和異地并購的企業產業升級的調節作用存在差異，假設H2b得到驗證。

（2）政府干預、并購與企業產業升級。在樣本總體和同地并購中政府干預與企業產業升級在1%水平上顯著負相關，在異地并購中在5%水平上顯著負相關，說明政府干預程度越強企業產業升級效果越差，即政府干預對企業產業升級具有負向抑制作用，假設H3a得到驗證。進一步，在同地并購中，政府干預與并購規模的交互項在5%水平上顯著為正，說明政府干預對發生同地并購企業的產業升級產生積極的正向調節作用，即政府干預對同地并購企業的產業升級伸出的是“支持之手”。政府為促進當地經濟發展，會通過干預同地并購活動實現資源的最優化配置，使資源得到最有效的利用，進而帶動企業的優化升級。在異地并購中，政府干預與并購規模的交互項在1%水平上顯著為負，說明政府干預對發生異地并購企業的產業升級產生負向調節作用，異地并購活動涉及資源在不同地區之間的轉移，政府為防止當地資源的外流，會采取相應的措施干預異地并購的進行，制約并購雙方之間資源的流動，對企業產業升級產生阻礙作用。可見，政府干預對同地并購和異地并購的企業產業升級的調節作用存在差異，假設H3b得到驗證。

（3）金融發展、并購與企業產業升級。無論樣本總體還是分樣本檢驗，金融發展水平對企業產業升級均在1%水平上顯著為正，說明金融發展對企業產業升級具有正向促進作用，金融發展水平越高，企業產業升級效果越好，假設H4a得到驗證。金融發展水平的提高可以減少企業的融資成本和代理成本、降低信息不對稱性，從而為企業產業升級創造更有利的條件。在同地并購中，金融發展水平與并購規模的交互項在5%水平上顯著為正，說明金融發展對發生同地并購的產業升級產生積極的正向調節作用；在異地并購中，金融發展水平與并購規模的交互項在1%水平上顯著為正，同樣地，金融發展對異地并購的產業升級產生積極的正向調節作用。金融發展對兩樣本并購產業升級的調節作用不存在明顯差異，假設H4b沒有得到驗證。

表4 制度環境、企業并購與產業升級回歸分析

為進一步驗證假設H1b和假設H4b是否成立，表5進行了兩獨立樣本的Mann-Whitney U檢驗。從中可以看出，除研發投入（R&D）外，其他變量的組間差異均在1%或5%置信水平上顯著，說明這些變量在同地并購與異地并購間均存在明顯差異。與同地并購相比，異地并購的IUP秩均值較高，說明異地并購對企業產業升級的促進作用更明顯，假設H1b得到驗證。金融發展水平與并購規模的交互項在1%水平上顯著，且異地并購FD*M&A的秩均值大于同地并購，說明金融發展水平對兩樣本企業產業升級的調節作用存在明顯差異且異地并購的調節作用大于同地并購。結合上頁表4得出的“金融發展對并購企業產業升級具有正向調節作用”的結論，說明金融發展對異地并購的企業產業升級的正向調節作用大于對同地并購的企業產業升級的正向調節作用，即金融發展水平對同地并購和異地并購企業的產業升級的調節作用存在差異，假設H4b得到驗證。

表5 同地并購與異地并購的組間差異檢驗

五、研究結論與啟示

本文以我國滬深A股制造業企業1 101起并購事件為樣本，以并購前后全要素生產率變化的均值來衡量企業的產業升級，檢驗企業并購對產業升級的影響，以及制度環境對并購產業升級的調節效應。研究發現：并購能夠顯著促進企業的產業升級，異地并購對企業產業升級的促進作用大于同地并購；知識產權保護、政府干預和金融發展均對并購產業升級具有調節作用。但在同地并購中，知識產權保護對企業并購產業升級具有正向調節作用，政府干預對并購產業升級產生積極影響，發揮著“支持之手”的作用；但對異地并購知識產權保護抑制了并購產業升級效應，政府干預也發揮著負向的調節作用；然而金融發展對異地并購企業的產業升級的正調節作用大于對同地并購的正調節作用。

并購作為我國企業實現快速擴張的主要途徑，通過促進企業資源的空間轉移和最優化配置，實現產業升級具有重要的影響。在并購實踐中應積極通過異地并購的資源轉移功能，有秩序地將傳統產業轉移出去，將資源用于最需要的發展中，使資源得到最有效的利用；同時，通過并購將高端技術、優秀人才、知名品牌以及先進的管理經驗等引進來，帶動企業發展的同時，為產業升級注入新鮮血液。同時，積極轉變政府職能，在發揮對區域內并購產業升級積極調節作用的同時，促進并支持跨區域并購；在知識產權保護的同時注意打破新技術、新知識在企業間的傳播的壁壘，真正通過技術水平的提升實現產業的轉型升級；加強金融體系建設，減少信息不對稱及企業融資成本，金融機構應注重資金的使用用途，尤其要關注處于轉型升級企業的資金需求，以充分發揮金融業對我國企業產業升級的推動作用。