由研發(fā)探討主動并購對公司績效的影響

由研發(fā)探討主動并購對公司績效的影響由研發(fā)探討主動并購對公司績效的影響

一、引言

從近年國內(nèi)外并購活動的交易數(shù)量與金額可看出，并購已成為當(dāng)今世界經(jīng)濟(jì)領(lǐng)域非常活潑的事項之一，并逐漸成為上市公司的重要戰(zhàn)略。并購實踐的開展推動了并購理論的研究，理論研究反過來又對并購實踐提供了指導(dǎo)。有些學(xué)者認(rèn)為并購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)為了改善并購后的績效，把并購作為企業(yè)內(nèi)部研發(fā)活動的補(bǔ)充或者替代計劃。國內(nèi)外關(guān)于企業(yè)并購績效的實證研究結(jié)果卻說明很多并購并不是成功的，甚至有的研究結(jié)果說明50%～70%的并購是不成功的。很多實證檢驗都認(rèn)為并購的實際績效并不好，但卻無法解釋實務(wù)中并購事件不斷發(fā)生的現(xiàn)象。

在充沛研究研《l、并購和績效的關(guān)系后，本文提出了兩個若：并購活動中并購方的績效會得到提升；潛在的未來并購事項會促進(jìn)并購方企業(yè)進(jìn)行研發(fā)投入，而研發(fā)投入會對企業(yè)績效產(chǎn)生積極影響，即并購?fù)ㄟ^企業(yè)增加研發(fā)投入而使績效得以改善。

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

二、實證研究設(shè)計

1.模型的建立

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

本文為此設(shè)立模型如下：

M1：檢驗企業(yè)績效與并購事項的關(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)績效與研發(fā)投入、并購三者之間的關(guān)系。本文的樣本數(shù)據(jù)均從國泰安數(shù)據(jù)庫〔CSMAR〕中獲取。

本文認(rèn)為，企業(yè)為了未來在并購活動中具有較強(qiáng)的討價還價能力和有利的合并本錢，會有意進(jìn)行研發(fā)投入，即未來的并購事項可能成為企業(yè)現(xiàn)在進(jìn)行研發(fā)投入的動機(jī)，因此考慮第t年的并購活動對第t-1年的研發(fā)投入的影響，考慮到研發(fā)的滯后效應(yīng)，我們分析其對第t年的公司績效的影響。

三、實證結(jié)果分析

表1報告了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，整個模型是顯著的。調(diào)整后的R2為0，表明MA對TOBIN’Q的解釋力度較弱。在參加了控制變量進(jìn)行回歸檢驗后，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，表明并購與績效有著極大的正相關(guān)關(guān)系，即當(dāng)企業(yè)進(jìn)行并購時，主動并購方當(dāng)年的企業(yè)績效將會隨之提升。通過梳理國內(nèi)外文獻(xiàn)，本文認(rèn)為并購活動中所處的位置，公司規(guī)模的大小等因素會導(dǎo)致并購公司的績效有所不同，并購以后不同時期的績效也會存在不同表現(xiàn)，由于購置方會有較好的整合能力以及獲取了被并方無形資產(chǎn)、市場等資源。Healy、PalepuandRuback〔1992〕研究了1979―1984年間50家美國最大的并購公司，將并購前后進(jìn)行比照，發(fā)現(xiàn)行業(yè)調(diào)整后的公司資產(chǎn)回報率明顯提高，因此認(rèn)為并購會導(dǎo)致購置方和被購置方公司績效都回升，本文與其研究結(jié)論一致。

針對RD與MA模型，在未參加控制變量前，整個回歸模型的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RD的解釋力度較弱。此模型中并購系數(shù)為0.0527，以1%顯著性水平通過檢驗。在參加了控制變量進(jìn)行檢驗后，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RD的解釋力度增強(qiáng)。而回歸方面，RD與MA的回歸檢驗系數(shù)為0.0526，以1%顯著性水平通過檢驗，表明t-1期的RD與t期的MA為顯著正相關(guān)。國外學(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者，而在專利產(chǎn)出方面增長遲緩的研發(fā)密集型公司更容易成為被并購者。本文模型為動機(jī)模型，本文認(rèn)為，企業(yè)為了主動并購其他企業(yè)，會在前一年增加研發(fā)支出從而降低當(dāng)年的并購本錢。

針對與MA、RD與TOBIN’Q的模型，在未參加控制變量進(jìn)行檢驗時，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，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，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，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)為潛在的未來并購事項會促進(jìn)購置方企業(yè)進(jìn)行研發(fā)投入，而研發(fā)投入會對企業(yè)績效產(chǎn)生積極影響，即并購?fù)ㄟ^企業(yè)增加研發(fā)投入而使績效得以改善。在參加控制變量之前，中介模型的Sobel檢驗結(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)為主動并購會帶來企業(yè)績效的提升，企業(yè)為了降低并購本錢而進(jìn)行前期研發(fā)，從而帶來企業(yè)績效的提升。

四、研究結(jié)論及倡議

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

1.研發(fā)投入在主動并購和企業(yè)績效之間起到了不完全中介作用。

2.研發(fā)投入對主動并購有正向影響，即企業(yè)如果存在并購其他企業(yè)的動機(jī)，會加大自己的研發(fā)投入以提升自己的競爭力來到達(dá)降低并購本錢的目的。

3.主動并購?fù)ㄟ^研發(fā)投入對企業(yè)績效有正向影響。進(jìn)一步地，通過穩(wěn)健性分析進(jìn)行研究，驗證了本文提出的結(jié)論。并購對企業(yè)績效的影響一直是學(xué)術(shù)界里有爭論的話題，本文對并購?fù)ㄟ^影響前期研發(fā)來影響企業(yè)績效的這一路徑的研究證明了，存在研發(fā)投入的企業(yè)在并購后會實現(xiàn)公司績效的回升，同時為企業(yè)提供增加企業(yè)價值的參考。

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