由研發(fā)探討主動(dòng)并購(gòu)對(duì)公司績(jī)效的影響

由研發(fā)探討主動(dòng)并購(gòu)對(duì)公司績(jī)效的影響由研發(fā)探討主動(dòng)并購(gòu)對(duì)公司績(jī)效的影響

一、引言

從近年國(guó)內(nèi)外并購(gòu)活動(dòng)的交易數(shù)量與金額可看出，并購(gòu)已成為當(dāng)今世界經(jīng)濟(jì)領(lǐng)域非?；顫姷氖马?xiàng)之一，并逐漸成為上市公司的重要戰(zhàn)略。并購(gòu)實(shí)踐的開展推動(dòng)了并購(gòu)理論的研究，理論研究反過來又對(duì)并購(gòu)實(shí)踐提供了指導(dǎo)。有些學(xué)者認(rèn)為并購(gòu)是作為一種獲取新技術(shù)的辦法，也有一些學(xué)者認(rèn)為企業(yè)為了改善并購(gòu)后的績(jī)效，把并購(gòu)作為企業(yè)內(nèi)部研發(fā)活動(dòng)的補(bǔ)充或者替代計(jì)劃。國(guó)內(nèi)外關(guān)于企業(yè)并購(gòu)績(jī)效的實(shí)證研究結(jié)果卻說明很多并購(gòu)并不是成功的，甚至有的研究結(jié)果說明50%～70%的并購(gòu)是不成功的。很多實(shí)證檢驗(yàn)都認(rèn)為并購(gòu)的實(shí)際績(jī)效并不好，但卻無法解釋實(shí)務(wù)中并購(gòu)事件不斷發(fā)生的現(xiàn)象。

在充沛研究研《l、并購(gòu)和績(jī)效的關(guān)系后，本文提出了兩個(gè)若：并購(gòu)活動(dòng)中并購(gòu)方的績(jī)效會(huì)得到提升；潛在的未來并購(gòu)事項(xiàng)會(huì)促進(jìn)并購(gòu)方企業(yè)進(jìn)行研發(fā)投入，而研發(fā)投入會(huì)對(duì)企業(yè)績(jī)效產(chǎn)生積極影響，即并購(gòu)?fù)ㄟ^企業(yè)增加研發(fā)投入而使績(jī)效得以改善。

本文認(rèn)為，并購(gòu)活動(dòng)將使并購(gòu)方的績(jī)效得到改善，增加研發(fā)投入也對(duì)企業(yè)績(jī)效具有正向影響，為進(jìn)一步研究三者間可能存在的關(guān)系，本文從實(shí)證研究角度進(jìn)行分析。

二、實(shí)證研究設(shè)計(jì)

1.模型的建立

本文認(rèn)為企業(yè)績(jī)效、研發(fā)投入與并購(gòu)間存在中介效應(yīng)，且企業(yè)績(jī)效為被解釋變量，研發(fā)投入為中介變量，并購(gòu)為解釋變量。

本文為此設(shè)立模型如下：

M1：檢驗(yàn)企業(yè)績(jī)效與并購(gòu)事項(xiàng)的關(guān)系

2.樣本選取和數(shù)據(jù)來源

本文以2022-2022年間的19306公司年的數(shù)據(jù)作為樣本，研究企業(yè)績(jī)效與研發(fā)投入、并購(gòu)三者之間的關(guān)系。本文的樣本數(shù)據(jù)均從國(guó)泰安數(shù)據(jù)庫(kù)〔CSMAR〕中獲取。

本文認(rèn)為，企業(yè)為了未來在并購(gòu)活動(dòng)中具有較強(qiáng)的討價(jià)還價(jià)能力和有利的合并本錢，會(huì)有意進(jìn)行研發(fā)投入，即未來的并購(gòu)事項(xiàng)可能成為企業(yè)現(xiàn)在進(jìn)行研發(fā)投入的動(dòng)機(jī)，因此考慮第t年的并購(gòu)活動(dòng)對(duì)第t-1年的研發(fā)投入的影響，考慮到研發(fā)的滯后效應(yīng)，我們分析其對(duì)第t年的公司績(jī)效的影響。

三、實(shí)證結(jié)果分析

表1報(bào)告了MA、RD與TOBIN’Q三者間中介模型的回歸結(jié)果，并且比照了加控制變量前后中介模型的顯著性。根據(jù)前文分析，回歸中使用的TOBIN’Q和MA為第t年數(shù)據(jù)，RD為第t-1年數(shù)據(jù)。

本文數(shù)據(jù)全部經(jīng)過年度行業(yè)調(diào)整，因此控制變量中不包含年度行業(yè)啞變量。從上表的回歸結(jié)果我們可以看出，在未參加控制變量前，TOBIN’Q與MA回歸模型的F值為0.56，整個(gè)模型是顯著的。調(diào)整后的R2為0，表明MA對(duì)TOBIN’Q的解釋力度較弱。在參加了控制變量進(jìn)行回歸檢驗(yàn)后，TOBIN’Q與MA回歸模型的F值為759.36，模型顯著性增強(qiáng)，調(diào)整后的R2為0.328，參加控制變量后MA對(duì)TOBIN’Q的解釋力度增強(qiáng)。從回歸結(jié)果可以看出TOBIN’Q與MA的回歸系數(shù)為正數(shù)且在1%顯著性水平下通過檢驗(yàn)，表明并購(gòu)與績(jī)效有著極大的正相關(guān)關(guān)系，即當(dāng)企業(yè)進(jìn)行并購(gòu)時(shí)，主動(dòng)并購(gòu)方當(dāng)年的企業(yè)績(jī)效將會(huì)隨之提升。通過梳理國(guó)內(nèi)外文獻(xiàn)，本文認(rèn)為并購(gòu)活動(dòng)中所處的位置，公司規(guī)模的大小等因素會(huì)導(dǎo)致并購(gòu)公司的績(jī)效有所不同，并購(gòu)以后不同時(shí)期的績(jī)效也會(huì)存在不同表現(xiàn)，由于購(gòu)置方會(huì)有較好的整合能力以及獲取了被并方無形資產(chǎn)、市場(chǎng)等資源。Healy、PalepuandRuback〔1992〕研究了1979―1984年間50家美國(guó)最大的并購(gòu)公司，將并購(gòu)前后進(jìn)行比照，發(fā)現(xiàn)行業(yè)調(diào)整后的公司資產(chǎn)回報(bào)率明顯提高，因此認(rèn)為并購(gòu)會(huì)導(dǎo)致購(gòu)置方和被購(gòu)置方公司績(jī)效都回升，本文與其研究結(jié)論一致。

針對(duì)RD與MA模型，在未參加控制變量前，整個(gè)回歸模型的F值為15.86表明回歸方程是顯著的，調(diào)整后R2為0.001，表明MA對(duì)RD的解釋力度較弱。此模型中并購(gòu)系數(shù)為0.0527，以1%顯著性水平通過檢驗(yàn)。在參加了控制變量進(jìn)行檢驗(yàn)后，回歸模型的F值變大為117.33，回歸方程的線性關(guān)系顯著，調(diào)整后R2為0.0697，MA對(duì)RD的解釋力度增強(qiáng)。而回歸方面，RD與MA的回歸檢驗(yàn)系數(shù)為0.0526，以1%顯著性水平通過檢驗(yàn)，表明t-1期的RD與t期的MA為顯著正相關(guān)。國(guó)外學(xué)者Bena和Li〔2022〕指出擁有較大專利組合以及較低研發(fā)支出的的公司更易成為并購(gòu)者，而在專利產(chǎn)出方面增長(zhǎng)遲緩的研發(fā)密集型公司更容易成為被并購(gòu)者。本文模型為動(dòng)機(jī)模型，本文認(rèn)為，企業(yè)為了主動(dòng)并購(gòu)其他企業(yè)，會(huì)在前一年增加研發(fā)支出從而降低當(dāng)年的并購(gòu)本錢。

針對(duì)與MA、RD與TOBIN’Q的模型，在未參加控制變量進(jìn)行檢驗(yàn)時(shí)，回歸模型的F值為187.09表明回歸方程是顯著的，調(diào)整后的R2為0.0233，表明MA和RD對(duì)TOBIN’Q的解釋力度較弱。RD的回歸系數(shù)為0.4601，以1%顯著性水平通過檢驗(yàn)，表明此模型中TOBIN’Q與RD之間的正向關(guān)系非常顯著，而解釋變量MA與TOBIN’Q回歸后得出的回歸系數(shù)為0.0055，二者并未到達(dá)顯著性水平，表明此模型中二者之間的正向相關(guān)關(guān)系并不顯著，即該模型解釋變量與被解釋變量之間關(guān)系不顯著，中介變量與被解釋變量之間非常顯著。在參加控制變量進(jìn)行回歸分析后，從表中可以看出，回歸模型的F值變大為704.54，表明模型的顯著性水平進(jìn)一步增加，調(diào)整后的R2為0.3325，MA和RD對(duì)TOBIN’Q的解釋力度增強(qiáng)。而被解釋變量TOBIN’Q與中介變量RD的回歸系數(shù)為0.2086，以1%顯著性水平通過檢驗(yàn)，表明二者的之間存在正向非常顯著的相關(guān)關(guān)系。被解釋變量TOBIN’Q與解釋變量MA在進(jìn)行的回歸系數(shù)為0.1306，以1%顯著性水平通過檢驗(yàn)，表明二者間的正向相關(guān)關(guān)系非常顯著。根據(jù)上述模型回歸結(jié)果分析，本文認(rèn)為潛在的未來并購(gòu)事項(xiàng)會(huì)促進(jìn)購(gòu)置方企業(yè)進(jìn)行研發(fā)投入，而研發(fā)投入會(huì)對(duì)企業(yè)績(jī)效產(chǎn)生積極影響，即并購(gòu)?fù)ㄟ^企業(yè)增加研發(fā)投入而使績(jī)效得以改善。在參加控制變量之前，中介模型的Sobel檢驗(yàn)結(jié)果為3.901且非常顯著，參加控制變量后，Sobel值非常顯著為3.732，表明本文的局部中介模型成立。本文認(rèn)為主動(dòng)并購(gòu)會(huì)帶來企業(yè)績(jī)效的提升，企業(yè)為了降低并購(gòu)本錢而進(jìn)行前期研發(fā)，從而帶來企業(yè)績(jī)效的提升。

四、研究結(jié)論及倡議

本文通過對(duì)研究變量進(jìn)行實(shí)證研究分析，對(duì)研發(fā)、并購(gòu)和績(jī)效采用不同的指標(biāo)進(jìn)行衡量、分析得到如下結(jié)論：

1.研發(fā)投入在主動(dòng)并購(gòu)和企業(yè)績(jī)效之間起到了不完全中介作用。

2.研發(fā)投入對(duì)主動(dòng)并購(gòu)有正向影響，即企業(yè)如果存在并購(gòu)其他企業(yè)的動(dòng)機(jī)，會(huì)加大自己的研發(fā)投入以提升自己的競(jìng)爭(zhēng)力來到達(dá)降低并購(gòu)本錢的目的。

3.主動(dòng)并購(gòu)?fù)ㄟ^研發(fā)投入對(duì)企業(yè)績(jī)效有正向影響。進(jìn)一步地，通過穩(wěn)健性分析進(jìn)行研究，驗(yàn)證了本文提出的結(jié)論。并購(gòu)對(duì)企業(yè)績(jī)效的影響一直是學(xué)術(shù)界里有爭(zhēng)論的話題，本文對(duì)并購(gòu)?fù)ㄟ^影響前期研發(fā)來影響企業(yè)績(jī)效的這一路徑的研究證明了，存在研發(fā)投入的企業(yè)在并購(gòu)后會(huì)實(shí)現(xiàn)公司績(jī)效的回升，同時(shí)為企業(yè)提供增加企業(yè)價(jià)值的參考。

本研究有下列重要奉獻(xiàn)：首先，本文提供了研究并購(gòu)的新視角，不再是單純的從企業(yè)長(zhǎng)短期績(jī)效來研究并購(gòu)公司的開展，而是從研發(fā)支出的角度出發(fā)，