跨國并購、市場化進(jìn)程與企業(yè)創(chuàng)新
——來自上市企業(yè)的經(jīng)驗證據(jù)

張文菲 金祥義 張 誠

一、引 言

黨的十九大報告中指出，創(chuàng)新是引領(lǐng)發(fā)展的第一動力，是建設(shè)現(xiàn)代化經(jīng)濟(jì)體系的戰(zhàn)略支撐。企業(yè)創(chuàng)新不僅有利于企業(yè)長久發(fā)展，還是國家經(jīng)濟(jì)持續(xù)增長的源泉。中國經(jīng)濟(jì)現(xiàn)在已經(jīng)處于“新常態(tài)”階段，只有依靠創(chuàng)新才能實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)持續(xù)增長。但是，總體來看中國企業(yè)自主創(chuàng)新能力沒有歐美等發(fā)達(dá)國家強(qiáng)，在很多關(guān)鍵領(lǐng)域也缺乏核心技術(shù)，提高企業(yè)創(chuàng)新能力對中國制造業(yè)成功“轉(zhuǎn)型升級”意義重大。根據(jù)新古典經(jīng)濟(jì)學(xué)理論，企業(yè)兼并重組可以強(qiáng)化資源整合，提升企業(yè)創(chuàng)新能力，跨國并購可以使企業(yè)以較短的時間獲得被并購企業(yè)的技術(shù)知識等關(guān)鍵創(chuàng)新資源，為了獲取戰(zhàn)略性稀缺資源，在經(jīng)濟(jì)全球化的大背景下，越來越多的企業(yè)通過跨國并購以攫取創(chuàng)新資源，使跨國并購成為企業(yè)進(jìn)行資源重組的一種常見方式(Davies 等，2018)。自從2001 年開始，中國政府就提出了相關(guān)政策，大力鼓勵企業(yè)“走出去”，在此環(huán)境下，越來越多的企業(yè)選擇了進(jìn)行跨國并購。根據(jù)2017 年的《世界投資報告》顯示，近十年來，中國跨國并購活動開展得如火如荼，跨國并購金額波動上升，并且在2017 年中國跨國并購金額占對外直接投資總額的比例高達(dá)76%。既然跨國并購能夠促進(jìn)企業(yè)取得戰(zhàn)略性創(chuàng)新資源，而當(dāng)下我國宏觀層面又存在大規(guī)模的對外投資現(xiàn)象，這必然會引出一個問題，跨國并購行為是否提高了我國企業(yè)的創(chuàng)新能力？

另一方面，從1978 年開始，中國開始進(jìn)行市場經(jīng)濟(jì)體制改革，并取得了巨大的成效，中國經(jīng)濟(jì)快速增長，成為世界一大增長奇跡，部分歸因于中國改革開放戰(zhàn)略的實(shí)施，使得經(jīng)濟(jì)體制逐步向市場化方向轉(zhuǎn)軌，而市場化能夠顯著改善資源配置效率，增強(qiáng)企業(yè)的經(jīng)營效率(樊綱，2011)。市場化是影響企業(yè)所在地區(qū)資源配置和要素流通的重要因素，更高的市場化水平降低了企業(yè)之間資源的交易成本(Brouthers，2002)，提高了生產(chǎn)要素的流動性，增強(qiáng)市場競爭活力，利于優(yōu)勢資源向高生產(chǎn)效率的企業(yè)轉(zhuǎn)移，優(yōu)化市場資源的配置效率(Xie，2017)，并進(jìn)一步淘汰低效率企業(yè)，使具有資源配置優(yōu)勢的企業(yè)能夠擴(kuò)大對外投資規(guī)模，進(jìn)而提高企業(yè)對外跨國并購的效率。由此可見，市場化水平的提高能夠影響企業(yè)對外跨國并購的效率，若企業(yè)跨國并購能帶來創(chuàng)新能力的提升，是否意味著市場化水平的提高能夠增強(qiáng)企業(yè)跨國并購帶來的創(chuàng)新提升作用？是否會進(jìn)一步影響跨國并購與企業(yè)創(chuàng)新之間的關(guān)系？縷清上述問題之間的邏輯，能夠幫助我們更好地理解跨國并購對企業(yè)創(chuàng)新的影響作用，并能進(jìn)一步為我國實(shí)施創(chuàng)新發(fā)展戰(zhàn)略提供一個新的思路。

為了驗證上述關(guān)系，本文將利用中國上市企業(yè)跨國并購、市場化進(jìn)程和企業(yè)專利數(shù)據(jù)，深入探討跨國并購、市場化進(jìn)程與企業(yè)創(chuàng)新之間的內(nèi)在關(guān)系。為控制跨國并購企業(yè)的自選擇效應(yīng)和內(nèi)生性問題，實(shí)證部分采用了傾向得分匹配法和雙重差分法。研究結(jié)果表明跨國并購顯著提高了企業(yè)創(chuàng)新能力，跨國并購使企業(yè)專利申請總量年均增加了24.5%，使企業(yè)發(fā)明專利申請量年均提高了17.9%，使企業(yè)實(shí)用新型專利申請量年均提高了21.9%，對企業(yè)外觀設(shè)計專利申請量的影響不顯著。此外，企業(yè)所在地、所有權(quán)特征差異也會影響跨國并購的創(chuàng)新效應(yīng)；同時，市場化進(jìn)程顯著提高了跨國并購的創(chuàng)新效應(yīng)。中國市場化改革和走出去戰(zhàn)略已經(jīng)實(shí)施多年，對跨國并購、市場化進(jìn)程與企業(yè)創(chuàng)新之間關(guān)系的研究，不僅有助于客觀評估跨國并購的創(chuàng)新效應(yīng)和更好地解釋了市場化進(jìn)程在此過程中扮演的角色，還有利于豐富企業(yè)創(chuàng)新影響因素的文獻(xiàn)，為更好地實(shí)施市場化改革和走出去戰(zhàn)略提供有益的政策啟示。

二、文獻(xiàn)綜述

（一）跨國并購對企業(yè)創(chuàng)新績效的影響

大量研究表明，跨國并購是有利于企業(yè)創(chuàng)新的。跨國并購后，企業(yè)通過資源重組等方式使資源配置更為有效，將低效率企業(yè)資源轉(zhuǎn)移到高效率企業(yè)，最終改進(jìn)企業(yè)技術(shù)(Neary，2007)，企業(yè)通過對被并購企業(yè)技術(shù)的學(xué)習(xí)、消化和吸收，促進(jìn)自身研發(fā)水平的提高和技術(shù)進(jìn)步(Buckley 等，2008)，同時，母公司傾向于增加自身研發(fā)投入，以獲取企業(yè)在行業(yè)內(nèi)的長期競爭優(yōu)勢(Nocke 和Yeaple，2017)，進(jìn)而提高企業(yè)的創(chuàng)新能力。此外，Desyllas 和Hughes(2010)利用美國高科技公司跨國并購樣本進(jìn)行研究，發(fā)現(xiàn)跨國并購對母公司創(chuàng)新能力的影響受到被并購企業(yè)特征的影響，如果被并購企業(yè)處于相關(guān)行業(yè)，則會增加并購企業(yè)的研發(fā)資源和知識集中度，從而顯著提高企業(yè)創(chuàng)新效率。Stiebale(2016)利用歐洲33 個國家企業(yè)樣本，研究發(fā)現(xiàn)，跨國并購后母公司的創(chuàng)新能力顯著提高，但是被并購的海外企業(yè)研究水平下降，研發(fā)資源從子公司轉(zhuǎn)移到母公司。但是，也有學(xué)者得出了相反的結(jié)論，Hitt 和Ireland(1991)認(rèn)為，跨國并購不利于企業(yè)創(chuàng)新，降低了研發(fā)強(qiáng)度，減少了專利數(shù)量。

關(guān)于跨國并購對企業(yè)創(chuàng)新績效影響的相關(guān)研究集中于發(fā)達(dá)國家，以發(fā)達(dá)國家為基礎(chǔ)得出的研究結(jié)論并不一定適用于發(fā)展中國家。隨著中國經(jīng)濟(jì)高速發(fā)展，越來越多的中國企業(yè)參與到跨國并購的過程中，近年來也出現(xiàn)了一些文獻(xiàn)考察了中國企業(yè)跨國并購后對企業(yè)創(chuàng)新的影響。毛其淋和許家云(2014)研究發(fā)現(xiàn)，對外直接投資顯著地提高了企業(yè)研發(fā)積極性和創(chuàng)新存續(xù)期。吳先明(2014)發(fā)現(xiàn)技術(shù)尋求型海外并購不但可以使企業(yè)實(shí)現(xiàn)技術(shù)追趕，還有利于企業(yè)進(jìn)行戰(zhàn)略轉(zhuǎn)型，提高國際競爭力。賀曉宇和沈坤榮(2018)以制造業(yè)上市公司作為研究樣本，研究發(fā)現(xiàn)跨國并購顯著提高了中國制造業(yè)企業(yè)的創(chuàng)新能力。冼國明和明秀南(2018)以我國上市企業(yè)樣本為基礎(chǔ)，研究發(fā)現(xiàn)海外并購顯著提高了企業(yè)專利授權(quán)數(shù)，提高了企業(yè)自主創(chuàng)新能力。但是，朱治理等(2016)同樣利用我國上市企業(yè)樣本進(jìn)行研究，以專利授權(quán)量作為企業(yè)創(chuàng)新指標(biāo)，卻發(fā)現(xiàn)跨國并購顯著抑制了母公司的技術(shù)創(chuàng)新。

（二）市場化進(jìn)程、跨國并購與企業(yè)創(chuàng)新

目前，關(guān)于市場化進(jìn)程對企業(yè)跨國并購創(chuàng)新效應(yīng)影響的文獻(xiàn)相對較少，田海峰等(2015)利用2000—2012 年126 個跨國并購案例進(jìn)行研究發(fā)現(xiàn)，東道國經(jīng)濟(jì)自由化程度越高，企業(yè)跨國并購的績效越好，企業(yè)獲利越多，而文化距離、主并企業(yè)有無跨國并購經(jīng)驗等對企業(yè)并購績效的影響不顯著。李梅和余天嬌(2016)利用滬深A(yù)股上市公司為研究樣本，發(fā)現(xiàn)東道國的制度環(huán)境對海外并購企業(yè)創(chuàng)新績效有正向調(diào)節(jié)作用。梳理已有文獻(xiàn)可以發(fā)現(xiàn)，盡管國外已有大量文獻(xiàn)研究了跨國并購與企業(yè)創(chuàng)新的關(guān)系，但是國內(nèi)的相關(guān)研究相對較少，并且研究結(jié)論相差較大；隨著我國市場化改革推進(jìn)，市場化水平的提高顯著改善了資源配置效率，增強(qiáng)了企業(yè)的經(jīng)營效率(Xie，2017)，但是還沒有文獻(xiàn)系統(tǒng)研究市場化進(jìn)程對企業(yè)跨國并購創(chuàng)新效應(yīng)的影響。

基于此，本文的研究同現(xiàn)有文獻(xiàn)相比，主要邊際貢獻(xiàn)為:第一，在理論模型方面，本文建立了一個最優(yōu)企業(yè)研發(fā)投入決策模型，從理論角度推導(dǎo)出跨國并購對企業(yè)創(chuàng)新的影響方向以及影響渠道，并在此模型基礎(chǔ)上加入了市場化進(jìn)程變量，推導(dǎo)出市場化進(jìn)程對跨國并購創(chuàng)新效應(yīng)的影響。第二，在研究視角方面，已經(jīng)有相關(guān)文獻(xiàn)研究和分析了跨國并購對企業(yè)創(chuàng)新的影響，但是本文在已有研究的基礎(chǔ)上，進(jìn)一步考慮了市場化進(jìn)程在這一過程中的調(diào)節(jié)作用，實(shí)證檢驗了市場化進(jìn)程對跨國并購創(chuàng)新效應(yīng)的影響，系統(tǒng)研究了這三者之間的內(nèi)在聯(lián)系。

三、理論模型分析

本文的理論模型借鑒了周開國(2017)的理論模型，首先構(gòu)建了一個企業(yè)研發(fā)資金投入的決策模型，并在此模型基礎(chǔ)上加入市場化進(jìn)程變量，然后基于企業(yè)利潤最大化的原則，求出最優(yōu)研發(fā)投入，進(jìn)而研究跨國并購、市場化進(jìn)程及企業(yè)創(chuàng)新之間的關(guān)系。

假設(shè)企業(yè)i 研發(fā)活動成功的概率為pi，并且概率滿足以下等式:

其中ri為企業(yè)的研發(fā)投入。If代表通過跨國并購方式從海外獲取的技術(shù)、資源和知識的綜合體。跨國并購的重要目的之一就是獲取海外技術(shù)和先進(jìn)經(jīng)驗(Dunning，1998)。θi( If,M )代表企業(yè)i 利用資源和協(xié)同創(chuàng)新的能力，即企業(yè)的研發(fā)效率。一般來說，企業(yè)進(jìn)行跨國并購后，可以充分利用海外并購企業(yè)的異質(zhì)性資源(Nocke 和Yeaple，2007)，從被并購企業(yè)中學(xué)習(xí)到的技術(shù)和知識越多，研發(fā)效率也就越高(Tortoriello，2015；Stiebale，2016)，因此，? θ （iIf, M ）? If＞0。M 代表市場化水平，M 值越大，代表著市場化水平相對較高。在一個市場化水平高的環(huán)境中，企業(yè)配置資源的靈活性就會更高，有利于跨國并購企業(yè)和海外子公司之間的知識交流和資源交換，提高企業(yè)研發(fā)成功的概率(Lee，2017)。因此，? θi( If, M ) ?M ＞0。此外，α 為大于零的常數(shù)。由于企業(yè)研發(fā)資金投入受到企業(yè)資金的約束，企業(yè)獲取研發(fā)資金的成本是邊際遞增的，不失一般性，假設(shè)企業(yè)i 的利潤函數(shù)為:

其中，V 為企業(yè)研發(fā)成功可以得到的期望收益。Ci( M )為企業(yè)獲取研發(fā)投入資金面臨的融資約束程度。市場化進(jìn)程的推進(jìn)將提高金融市場的效率，推動金融產(chǎn)品創(chuàng)新，形成市場供求決定的存貸款市場利率體系，降低了企業(yè)獲取外部資金的成本，緩解了企業(yè)面臨的融資約束(張良貴，2013)。因此，? C （iM） ? M ＜0。F 為企業(yè)進(jìn)行研發(fā)創(chuàng)新活動的固定成本，如果企業(yè)研發(fā)活動帶來的利潤不足以彌補(bǔ)這部分資金投入，企業(yè)則選擇不研發(fā)。將式(1)代入到式(2)中，然后將式(2)對研發(fā)投入ri求一階條件，可得最優(yōu)研發(fā)投入為:

將式(3)代回式(2)可得，企業(yè)進(jìn)行研發(fā)創(chuàng)新所獲的最大凈利潤為:

由于企業(yè)只有所獲凈利潤大于0 時，才會進(jìn)行研發(fā)活動，因此只有滿足式(4)為正，企業(yè)才會進(jìn)行研發(fā)創(chuàng)新，此時需滿足:

將式(3)中最優(yōu)研發(fā)投入對If和M 求偏導(dǎo)可得以下關(guān)系式:

假設(shè)1:企業(yè)進(jìn)行跨國并購后，企業(yè)的創(chuàng)新能力將提高。

進(jìn)一步，將式(6)對M 求偏導(dǎo)可得:

假設(shè)3:隨著市場化進(jìn)程的推進(jìn)，市場化水平越高，企業(yè)跨國并購帶來的創(chuàng)新效應(yīng)越大。

四、研究設(shè)計、變量和樣本

（一）估計模型和方法

本文研究的是跨國并購、市場化進(jìn)程與企業(yè)創(chuàng)新的關(guān)系，但是根據(jù)以往研究跨國并購的文獻(xiàn)，進(jìn)行跨國并購的企業(yè)不是隨機(jī)的，企業(yè)規(guī)模、年齡、資產(chǎn)收益率、資產(chǎn)負(fù)債率等均是影響企業(yè)跨國并購決策的重要因素(張建紅，2010；杜群陽，2013；Davies等，2018)，比如創(chuàng)新能力強(qiáng)的企業(yè)可能更傾向于進(jìn)行跨國并購。本文在研究企業(yè)跨國并購行為對企業(yè)自身創(chuàng)新能力影響時，必須要考慮到企業(yè)進(jìn)行跨國并購時可能存在雙向因果關(guān)系和樣本選擇偏差問題。Morgan 和Winship(2008)指出，衡量變量之間的因果關(guān)系，最優(yōu)的方式是用處理組與控制組之間的處理效應(yīng)來衡量。在本文中，處理組的效應(yīng)是指企業(yè)進(jìn)行跨國并購后創(chuàng)新提升的程度，控制組效應(yīng)是指企業(yè)不進(jìn)行跨國并購時其創(chuàng)新能力能夠達(dá)到的程度，即“反事實(shí)”的處理效果，這是數(shù)據(jù)無法觀測到的，處理效應(yīng)便是上述處理組的效應(yīng)與控制組效應(yīng)兩者之差，即雙重差分(DID)的方法，若想獲取“反事實(shí)”的處理效果，則需要傾向得分匹配(PSM)方法，傾向得分匹配(PSM)可以有效減少樣本選擇偏差問題。結(jié)合上述兩者的方法統(tǒng)稱為PSM-DID，因此本文采取PSM-DID 方法對跨國并購與企業(yè)創(chuàng)新之間的因果關(guān)系進(jìn)行研究，這種方法可以巧妙地減少企業(yè)的樣本選擇偏差和內(nèi)生性問題，能夠更為準(zhǔn)確地衡量跨國并購帶來的具體影響。

第一步，本文建立一個Probit 跨國并購決策模型，估計每一個企業(yè)進(jìn)行跨國并購的概率，先判斷哪些企業(yè)進(jìn)行跨國并購的可能性更大，然后為每一個跨國并購企業(yè)一對一匹配出跨國并購概率最為相近而并未進(jìn)行跨國并購的企業(yè)。將總體樣本分成兩組，一組是進(jìn)行了跨國并購的企業(yè)，另一組是未進(jìn)行過跨國并購的企業(yè)，構(gòu)建一個二元虛擬變量 treati= {0,1}，如果企業(yè)進(jìn)行了跨國并購，t reati= 1，否則 treati= 0，從而可以建立一個二值Probit 模型。

上式中，itX 為控制變量向量集合，根據(jù)對已有文獻(xiàn)的梳理，主要包括:企業(yè)規(guī)模(size)，用企業(yè)總資產(chǎn)的對數(shù)形式表示；企業(yè)年齡(age)，以企業(yè)當(dāng)年年份減去開業(yè)年份的差值表示；企業(yè)融資成本(cost)，以企業(yè)利息支出與負(fù)債合計的比重表示，該值越大，表示企業(yè)的融資成本越高，企業(yè)融資難度較大；企業(yè)現(xiàn)金流水平(cf )，以當(dāng)期經(jīng)營活動產(chǎn)生的現(xiàn)金流量凈額與期初固定資產(chǎn)凈值表示，該值越大，企業(yè)的現(xiàn)金流水平越高，反映出企業(yè)的財務(wù)狀況越好，現(xiàn)金流充足穩(wěn)定的企業(yè)運(yùn)轉(zhuǎn)有序；資產(chǎn)負(fù)債率(lev)，用期末負(fù)債總額占期末總資產(chǎn)的比重來表示，該值越大則表明企業(yè)的償債能力越低，企業(yè)債務(wù)結(jié)構(gòu)失衡越嚴(yán)重；資產(chǎn)收益率(roa)，用單位資產(chǎn)創(chuàng)造的凈利潤表示，該值越大表明企業(yè)的盈利能力越強(qiáng)；企業(yè)股權(quán)集中度(ten)，用前十大股東持股比例來衡量，該值越大表示股權(quán)越集中于少數(shù)股東手中；企業(yè)總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率(ast)，采用銷售收入與期末總資產(chǎn)的比值來衡量，該值越大表明企業(yè)的經(jīng)營狀況越好，資金越充裕。此外，α和β 是待估參數(shù)。最后，本文還控制了不可觀測的行業(yè)、地區(qū)、時間固定效應(yīng) δk、δr、δt和 εikrt表示多維度的隨機(jī)誤差項，在Probit 模型中假設(shè)其服從正態(tài)分布。

第二步，本文采取雙重差分傾向得分匹配法(PSM-DID)對選擇樣本進(jìn)行估計，考察企業(yè)進(jìn)行跨國并購對企業(yè)創(chuàng)新帶來的影響。此外，為了更方便論述，本文還構(gòu)建了二元虛擬變量 afteri={0,1}。其中 afteri=0和 afteri=1代表企業(yè)進(jìn)行跨國并購之前和進(jìn)行跨國并購之后，本文為了方便描述，用代表企業(yè)跨國并購前后兩個時期的創(chuàng)新績效改變量，用代表未進(jìn)行跨國并購的企業(yè)在這兩個時期前后創(chuàng)新績效的改變量。企業(yè)的平均處理效應(yīng)指的是企業(yè)i 在進(jìn)行跨國并購和沒有進(jìn)行跨國并購兩種狀態(tài)下創(chuàng)新能力的差異，表示如下:

并且，下式(12)是與式(11)等價的檢驗表達(dá)式:

① 由于本文在PSM 階段已經(jīng)將影響企業(yè)創(chuàng)新的相關(guān)變量進(jìn)行了控制，即實(shí)驗組和對照組在創(chuàng)新能力上的差異僅來源于跨國并購這一行為，因此在DID 方程中并未加入相關(guān)控制變量。

其中，i nnovationit代表企業(yè)的創(chuàng)新績效，下標(biāo)i 和t 分別表示企業(yè)和年份。treat＝1時代表進(jìn)行跨國并購的企業(yè)(處理組)，treat＝0 時代表用傾向得分匹配法選擇出來的對照組，after＝1 時代表企業(yè)進(jìn)行跨國并購之后，after＝0 時代表企業(yè)進(jìn)行跨國并購之前，所以 treat ?after 代表處理組企業(yè)進(jìn)行跨國并購之后的狀態(tài)，交叉項 treat ?after 的估計系數(shù)α3代表企業(yè)進(jìn)行跨國并購對企業(yè)創(chuàng)新的因果影響，也是本文的核心解釋變量。如果 α3＞ 0，則意味著在企業(yè)進(jìn)行跨國并購后，處理組的創(chuàng)新能力提高幅度超過了對照組企業(yè)，也即跨國并購提高了企業(yè)的創(chuàng)新能力；反之，如果 α3＜ 0，則意味著跨國并購降低了企業(yè)的創(chuàng)新能力。

（二）數(shù)據(jù)來源和指標(biāo)構(gòu)造

本文主要使用的是Zephyr 企業(yè)跨國并購數(shù)據(jù)和國泰安數(shù)據(jù)庫，選取的時間跨度是2003—2016 年，為了使本文的分析結(jié)果更加準(zhǔn)確和客觀，本文在合并數(shù)據(jù)集的基礎(chǔ)上進(jìn)一步做了以下認(rèn)定，如果一個企業(yè)進(jìn)行了跨國并購，那么這個企業(yè)的當(dāng)年及以后的每一年都看作是跨國并購企業(yè)。

對于創(chuàng)新績效的衡量，本文主要采取了企業(yè)當(dāng)年專利申請量作為衡量指標(biāo)。近年來我國企業(yè)專利申請量增長迅速，中國企業(yè)專利申請量在世界上名列前茅，由于專利具有較強(qiáng)的商業(yè)性和延續(xù)性，是企業(yè)發(fā)展的重要異質(zhì)性資源，企業(yè)申請專利的意識和積極性較高，因為專利質(zhì)量參差不齊，專利轉(zhuǎn)化成果難以衡量，專利生命長短不定，專利作為創(chuàng)新的衡量指標(biāo)具有一定弊端，但是相對于其他衡量創(chuàng)新的指標(biāo)，比如研發(fā)投入、新產(chǎn)品產(chǎn)值等，企業(yè)專利的相關(guān)數(shù)據(jù)較為全面，國家知識產(chǎn)權(quán)局專利查詢系統(tǒng)是公開的，相關(guān)專利數(shù)據(jù)也比較容易獲得，用專利衡量創(chuàng)新較為適合(Wei 等，2017)，因此本文參考溫軍和馮福根(2018)、顧夏銘等(2018)和王永欽等(2018)的研究，采取企業(yè)當(dāng)年專利申請總量作為衡量企業(yè)創(chuàng)新數(shù)量的指標(biāo)進(jìn)行研究。具體而言，企業(yè)專利包括三種類型:發(fā)明專利(lninvention)、實(shí)用新型專利(lnutility)和外觀設(shè)計專利(lndesign)。其中發(fā)明專利的技術(shù)含量最高，是對產(chǎn)品、方法或其改進(jìn)所提出的新的技術(shù)方案，發(fā)明專利申請量可以衡量企業(yè)的創(chuàng)新質(zhì)量(郝項超等，2019；王永欽等，2018；冼國明和明秀南，2018)，本文以發(fā)明專利申請量衡量企業(yè)的創(chuàng)新質(zhì)量。一般來說，研發(fā)(R&D)投入和創(chuàng)新成果之間正相關(guān)，研發(fā)投入越多，企業(yè)創(chuàng)新能力越強(qiáng)(Freeman 和Soete，1997)，本文采取了R&D 投入作為創(chuàng)新替代指標(biāo)對本文模型進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(顧夏銘等，2018)。有效專利是指專利申請被授權(quán)后，仍處于有效狀態(tài)的專利，要使專利處于有效狀態(tài)，首先，該專利權(quán)還處在法定保護(hù)期限內(nèi)，另外，專利權(quán)人需要按規(guī)定繳納年費(fèi)。由于低質(zhì)量專利很可能提前失效，有效專利也可以作為創(chuàng)新質(zhì)量的測度指標(biāo)(Teece 和Sherry，2017)，本文采取有效專利對創(chuàng)新質(zhì)量進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗。在后面的實(shí)證過程中，本文采取對當(dāng)年專利申請量、發(fā)明專利申請量、實(shí)用新型專利申請量、外觀設(shè)計專利申請量和有效專利量分別加1 取對數(shù)。

表1 描述性統(tǒng)計

五、跨國并購對企業(yè)創(chuàng)新績效的實(shí)證分析

（一）最近鄰傾向得分匹配

本文在進(jìn)行雙重差分(DID)分析之前，首先采用最近鄰傾向得分匹配方法(PSM)為處理組匹配合適的對照組，通過建立Probit 模型，估計每一個企業(yè)進(jìn)行跨國并購的概率，然后為每一個跨國并購企業(yè)一對一匹配出跨國并購概率最為相近而并未進(jìn)行跨國并購的企業(yè)，匹配完成后，本文為確保匹配結(jié)果的準(zhǔn)確性和合理性，進(jìn)行了匹配平衡性檢驗。匹配平衡性條件需要滿足:在給定跨國并購傾向得分的條件下，處理組與其對照組的匹配變量之間應(yīng)相互獨(dú)立。表2 對比了處理組和對照組在跨國并購之前的關(guān)鍵變量的差異。從中可以看到，處理組企業(yè)與對照組企業(yè)在匹配變量上不存在顯著差異；并且標(biāo)準(zhǔn)偏差越小，表示匹配效果越好；根據(jù)Rosenbaum 和Rubin(1985)的研究，如果匹配后的標(biāo)準(zhǔn)偏差的絕對值小于20%，匹配效果較好。由表2 可知，在匹配后各匹配變量的標(biāo)準(zhǔn)偏差的絕對值均不到20%，檢驗結(jié)果表明處理組與對照組在匹配后，在匹配變量上沒有顯著差異，檢驗結(jié)果表明匹配是平衡的，因此匹配滿足了平衡性假設(shè)，匹配效果比較理想，下文可以利用匹配后的樣本進(jìn)行分析。

表2 處理組與對照組企業(yè)并購前特征分析

（二）基準(zhǔn)回歸

在PSM 之后，得到了除跨國并購行為外其他特征與處理組均較為相似的控制組，在此基礎(chǔ)上便可以采用DID 方法對跨國并購與企業(yè)創(chuàng)新之間的關(guān)系進(jìn)行檢驗，具體方程形式可以參見式(12)，其中交互項 ?treat after 的回歸估計系數(shù)是雙重差分估計值，代表跨國并購對企業(yè)創(chuàng)新帶來的影響。本文對標(biāo)準(zhǔn)誤進(jìn)行聚類到企業(yè)層面的標(biāo)準(zhǔn)誤修正，將具體回歸結(jié)果報告于表3 之中。表3 中第(1)至第(4)列分別代表跨國并購對企業(yè)專利總申請量、發(fā)明專利申請量、實(shí)用新型申請量和外觀設(shè)計專利申請量的回歸結(jié)果。從第(1)列回歸結(jié)果可以看出，在控制了年份、地區(qū)和行業(yè)固定效應(yīng)后， ?treat after的回歸估計系數(shù)為0.245，且通過了1%的顯著性水平的檢驗，說明跨國并購使企業(yè)專利總申請量年均提高了24.5%，證明了跨國并購顯著提高了企業(yè)創(chuàng)新數(shù)量；從第(2)列回歸結(jié)果可以看出， ?treat after 的回歸估計系數(shù)為0.179，通過了5%的顯著性水平檢驗，表示跨國并購使企業(yè)發(fā)明專利申請量顯著提高了17.9%，說明跨國并購顯著提高了企業(yè)的創(chuàng)新質(zhì)量；此外，從第(3)列回歸結(jié)果可以看出， ?treat after 的回歸估計系數(shù)為0.219，相關(guān)系數(shù)通過了5%的顯著性水平檢驗，跨國并購使企業(yè)實(shí)用新型專利申請量提高了21.9%；從第(4)列回歸結(jié)果可以看出，跨國并購對外觀設(shè)計專利申請量的影響并不顯著。總體來看，企業(yè)進(jìn)行跨國并購后，顯著提高了創(chuàng)新數(shù)量和質(zhì)量，提高了企業(yè)的創(chuàng)新能力，初步驗證了本文假設(shè)1 的成立。

表3 企業(yè)創(chuàng)新的基準(zhǔn)回歸結(jié)果

（三）穩(wěn)健性檢驗

首先，本文選取其他衡量創(chuàng)新的指標(biāo)進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗，分別選取了企業(yè)研發(fā)投資比、人均研發(fā)支出、研發(fā)總支出和有效專利量作為創(chuàng)新替代變量進(jìn)行回歸，并將相應(yīng)結(jié)果匯報于表4 中。從表4 的第(1)列結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，在控制相關(guān)固定效應(yīng)后，交互項的系數(shù)顯著為正，相關(guān)結(jié)果通過10%的顯著性檢驗，這表明企業(yè)進(jìn)行跨國并購后，其研發(fā)投資比得到了提高，促進(jìn)了企業(yè)創(chuàng)新；從第(2)列結(jié)果中可以看出，交互項的系數(shù)顯著為正，相關(guān)結(jié)果通過5%的顯著性檢驗，表明跨國并購對企業(yè)人均研發(fā)支出有著顯著的積極影響；從第(3)列結(jié)果可以看出，交互項的系數(shù)顯著為正，相關(guān)結(jié)果通過1%的顯著性檢驗，這表明跨國并購顯著提高了企業(yè)相應(yīng)的研發(fā)總支出，跨國并購有助于提高企業(yè)創(chuàng)新能力。從第(4)列結(jié)果可以看出，交互項的系數(shù)顯著為正，且相關(guān)結(jié)果通過1%的顯著性檢驗，這表明跨國并購顯著提高了企業(yè)的有效專利量，表明企業(yè)創(chuàng)新能力顯著提升。綜上，在考慮被解釋變量指標(biāo)的穩(wěn)健性并采用其他衡量指標(biāo)進(jìn)行回歸后，跨國并購仍然能夠顯著提高企業(yè)的創(chuàng)新能力，從而證明本文結(jié)論較為穩(wěn)健。

表4 穩(wěn)健性檢驗—替換被解釋變量

其次，本文還考慮不同回歸模型設(shè)定是否會對結(jié)果產(chǎn)生影響，因此采用面板模型和負(fù)二項回歸進(jìn)行檢驗。本文先采用面板模型對跨國并購的創(chuàng)新提升作用進(jìn)行檢驗，具體結(jié)果如表5 所示。其中，acquiror 為進(jìn)行跨國并購行為的虛擬變量，當(dāng)企業(yè)進(jìn)行跨國并購時，對其賦值為1，否則為0。從表5 第(1)列結(jié)果中可以發(fā)現(xiàn)，在控制了各種非觀測的固定效應(yīng)后，相關(guān)系數(shù)通過1%顯著性水平檢驗，這表明企業(yè)進(jìn)行跨國并購后，其專利申請總量顯著增加，企業(yè)的創(chuàng)新數(shù)量得到有效提高。第(2)列至第(4)列是發(fā)明專利、實(shí)用新型專利和外觀設(shè)計專利樣本下的回歸結(jié)果。根據(jù)第(2)列回歸結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，企業(yè)跨國并購后，發(fā)明專利申請數(shù)量顯著上升，相關(guān)系數(shù)通過1%顯著性水平檢驗，說明跨國并購顯著提升了企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量；根據(jù)第(3)列回歸結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，跨國并購在10%的顯著性水平上顯著提高了實(shí)用新型專利申請量；根據(jù)第(4)列回歸結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，外觀設(shè)計專利的數(shù)量并未有顯著的變化，這意味著跨國并購對外觀設(shè)計專利申請量的影響并不明顯，這結(jié)果與基準(zhǔn)回歸結(jié)果相一致，進(jìn)而表明基本面結(jié)論具有一定的穩(wěn)健性。

表5 穩(wěn)健性檢驗—面板模型

最后，本文采用計數(shù)模型對該基本面結(jié)論進(jìn)行檢驗。由于被解釋變量專利數(shù)量為自然數(shù)①此處采用計數(shù)模型，因此被解釋變量為原變量的水平形式，并不采用對數(shù)形式進(jìn)行回歸。，并非是連續(xù)的正數(shù)，采用面板模型進(jìn)行估計可能使結(jié)果產(chǎn)生偏差，而計數(shù)模型對于被解釋變量為自然數(shù)的數(shù)據(jù)具有較好的擬合作用，因此采用計數(shù)模型中的泊松模型或負(fù)二項回歸模型較為適宜，但由于被解釋變量的均值和方差并不相等，這表明采用泊松模型回歸將導(dǎo)致回歸結(jié)果過度分散，此時采用負(fù)二項回歸模型可以有效解決上述問題(Cameron 和Trivedi，2010)。基于此，本文采用負(fù)二項回歸對基本面的結(jié)論進(jìn)行再檢驗，具體結(jié)果如表6 所示。根據(jù)第(1)列結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，在控制年份、地區(qū)和行業(yè)固定效應(yīng)后，跨國并購對企業(yè)創(chuàng)新的影響在1%的水平上顯著為正，表明企業(yè)進(jìn)行跨國并購能夠?qū)ζ鋭?chuàng)新能力帶來積極的影響。第(2)至第(4)列的結(jié)果與基準(zhǔn)回歸的結(jié)果類似，跨國并購顯著提高了企業(yè)發(fā)明專利申請量和實(shí)用新型專利申請量，跨國并購?fù)瑫r提高了企業(yè)的創(chuàng)新數(shù)量和創(chuàng)新質(zhì)量，有利于企業(yè)創(chuàng)新，進(jìn)而證明了在考慮模型設(shè)定誤差后本文的基本面結(jié)論穩(wěn)健成立，再次驗證了本文假設(shè)1 的穩(wěn)健性。

表6 穩(wěn)健性檢驗—負(fù)二項回歸模型

（四）企業(yè)所處地理位置的差異

影響企業(yè)創(chuàng)新的因素有很多，其中企業(yè)經(jīng)營所處地理位置也會對企業(yè)的創(chuàng)新能力帶來影響(Strambach 和Klement，2012)，對此本文按照張璇等(2017)、李梅和柳士昌(2012)等對地區(qū)分類討論的做法，對企業(yè)所處地進(jìn)行分類，考察跨國并購對企業(yè)專利申請總量和發(fā)明專利申請量的回歸結(jié)果，以檢驗不同地區(qū)企業(yè)跨國并購后對自身創(chuàng)新產(chǎn)出和質(zhì)量的影響情況，具體回歸結(jié)果如表7 所示。其中第(1)列和第(2)列分別報告了東部地區(qū)企業(yè)專利申請總量和發(fā)明專利申請量的回歸結(jié)果，第(3)列和第(4)列分別報告了中部地區(qū)企業(yè)專利申請總量和發(fā)明專利申請量的回歸結(jié)果，第(5)列和第(6)列分別報告了西部地區(qū)企業(yè)專利申請總量和發(fā)明專利申請量的回歸結(jié)果。從第(1)列回歸結(jié)果可以看出，交互項的回歸系數(shù)為正，相關(guān)結(jié)果通過了1%的顯著性水平檢驗，跨國并購使東部地區(qū)企業(yè)的專利申請量顯著提高了24.9%，說明跨國并購顯著提高了東部地區(qū)企業(yè)創(chuàng)新數(shù)量；從第(2)列回歸結(jié)果可以看出，交互項的回歸系數(shù)為正，相關(guān)結(jié)果通過了5%的顯著性水平檢驗，跨國并購顯著提高了東部地區(qū)企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量；同理，從第(3)列和第(4)列的回歸結(jié)果可以看出，交互項的回歸系數(shù)均不顯著，說明跨國并購對中部地區(qū)企業(yè)創(chuàng)新數(shù)量和創(chuàng)新質(zhì)量的影響不顯著；從第(5)列和第(6)列的回歸結(jié)果可以看出，交互項的回歸系數(shù)均不顯著，說明跨國并購對西部地區(qū)企業(yè)創(chuàng)新數(shù)量和創(chuàng)新質(zhì)量的影響不顯著。總體來說，跨國并購顯著提高了東部地區(qū)企業(yè)創(chuàng)新能力，但是對中部地區(qū)和西部地區(qū)企業(yè)創(chuàng)新能力的影響不顯著，這可能是由于東部地區(qū)相對于中部和西部地區(qū)而言，市場化水平較高，資源配置效率和企業(yè)的經(jīng)營效率較高(樊綱，2011)，能夠較好地吸收和轉(zhuǎn)化通過跨國并購獲取的海外技術(shù)和先進(jìn)經(jīng)驗(Nocke 和Yeaple，2007)，提高企業(yè)的研發(fā)效率(Stiebale，2016)，進(jìn)而提高了企業(yè)的創(chuàng)新能力。

表7 不同地區(qū)的企業(yè)跨國并購對創(chuàng)新產(chǎn)出的影響

（五）企業(yè)所有制的差異

影響企業(yè)海外并購創(chuàng)新效應(yīng)的因素有很多，企業(yè)的所有制形式也是影響跨國并購經(jīng)濟(jì)效果的因素之一(張建紅，2010；Furlan 等，2015；Davies 等，2018)，本文按照企業(yè)的所有制形式將企業(yè)分為國有企業(yè)和非國有企業(yè)，研究企業(yè)所有制性質(zhì)是否會對跨國并購創(chuàng)新效應(yīng)產(chǎn)生影響。模型回歸結(jié)果如表8 所示，其中第(1)列至(4)列報告了國有企業(yè)的回歸結(jié)果，第(5)列至第(8)列報告了非國有企業(yè)的回歸結(jié)果。從第(1)列至(4)列可以看出，在控制了不可觀測的固定效應(yīng)之后，交互項的回歸系數(shù)均不顯著，說明跨國并購對國有企業(yè)創(chuàng)新績效影響不顯著；從第(5)列可以看出，在控制了不可觀測的固定效應(yīng)之后，交互項的回歸系數(shù)顯著為正，相關(guān)結(jié)果通過了1%的顯著性水平檢驗，跨國并購使非國有企業(yè)的專利申請量顯著提高了34.5%，說明跨國并購顯著提高了非國有企業(yè)的創(chuàng)新數(shù)量；從第(6)列可以看出，在控制了不可觀測的固定效應(yīng)之后，交互項的回歸系數(shù)為正，相關(guān)結(jié)果通過了1%的顯著性水平檢驗，跨國并購使非國有企業(yè)的發(fā)明專利申請量提高了25.3%，說明跨國并購顯著促進(jìn)了企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量；從第(7)列可以看出，在控制了不可觀測的固定效應(yīng)之后，交互項的回歸系數(shù)為正，相關(guān)結(jié)果通過了5%的顯著性水平檢驗，跨國并購使非國有企業(yè)的實(shí)用新型專利申請量提高了22.3%；從第(8)列可以看出，在控制了不可觀測的固定效應(yīng)之后，交互項的回歸系數(shù)為正，但是不顯著，說明跨國并購對非國有企業(yè)的外觀設(shè)計專利申請量影響不顯著。綜上，跨國并購對非國有企業(yè)創(chuàng)新數(shù)量和質(zhì)量有顯著影響，而對國有企業(yè)影響不顯著，究其原因可能在于，國有企業(yè)受到自身性質(zhì)的影響，國有控股上市企業(yè)并購決策可能是出于政治目的，而不是為了實(shí)現(xiàn)股東利益最大化(邵新建等，2012)，因此其跨國并購行為對企業(yè)自身創(chuàng)新能力的整體影響不顯著。

表8 不同所有制的企業(yè)跨國并購對創(chuàng)新的影響

（六）作用機(jī)制

根據(jù)以上分析，本文得出的重要結(jié)論是:企業(yè)選擇跨國并購之后，創(chuàng)新產(chǎn)出和創(chuàng)新質(zhì)量都明顯提高，即企業(yè)跨國并購能夠改善其綜合創(chuàng)新能力。由此本文需要進(jìn)一步探討的問題是，跨國并購?fù)ㄟ^何種渠道提高了企業(yè)創(chuàng)新能力？根據(jù)前文第三部分的理論模型分析可以看出，通過跨國并購可以獲得海外技術(shù)和先進(jìn)經(jīng)驗等異質(zhì)性資源(Dunning，1998；Nocke 和Yeaple，2007)，提高企業(yè)自身利用資源和協(xié)同創(chuàng)新的效率θ，從被并購企業(yè)中學(xué)習(xí)到的技術(shù)和知識越多，研發(fā)效率提升程度也就越大(Tortoriello，2015；Stiebale，2016)，在既定的研發(fā)支出下，研發(fā)成果更多，即跨國并購?fù)ㄟ^提高企業(yè)的研發(fā)效率從而提高企業(yè)的創(chuàng)新水平。本文參考溫軍和馮福根(2018)的研究，用企業(yè)專利申請量與企業(yè)研發(fā)投入之比代表企業(yè)的研發(fā)效率，并且根據(jù)不同樣本分類，用P/R、I/R、U/R 和D/R 分別代表專利申請量、發(fā)明專利申請量、實(shí)用新型專利申請量和外觀設(shè)計專利申請量與企業(yè)研發(fā)投入之比，并且本文構(gòu)建了以下中介效應(yīng)模型對此作用渠道進(jìn)行檢驗。

具體結(jié)果如表9 所示。其中第(1)列至第(3)列是檢驗專利申請量的“研發(fā)效率”中介渠道的過程，分別對應(yīng)式(13)至式(15)；第(4)列至第(6)列是檢驗發(fā)明專利申請量的“研發(fā)效率”中介渠道的過程，分別對應(yīng)式(13)至式(15)；第(7)列至第(9)列是檢驗實(shí)用新型專利申請量的“研發(fā)效率”中介渠道的過程，分別對應(yīng)式(13)至式(15)；第(10)列至第(12)列是檢驗外觀設(shè)計專利申請量的“研發(fā)效率”中介渠道的過程，分別對應(yīng)式(13)至式(15)。具體而言，第(1)列回歸結(jié)果就是上文的基礎(chǔ)回歸結(jié)果。根據(jù)第(2)列回歸結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，交互項系數(shù)顯著為正，這表明企業(yè)進(jìn)行跨國并購后，研發(fā)效率顯著增加。第(3)列為加入中介變量后的整體回歸結(jié)果，對比第(1)列和第(3)列回歸結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，加入了研發(fā)效率變量后，交互項系數(shù)明顯下降，從24.5%變?yōu)?2.6%，這說明研發(fā)效率的提升是跨國并購促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新的重要渠道，初步證明跨國并購能夠通過影響企業(yè)研發(fā)效率進(jìn)而提高了企業(yè)創(chuàng)新能力，即驗證了本文的假設(shè)2。同理可知，發(fā)明專利、使用新型專利、外觀設(shè)計專利的中介檢驗過程顯示，研發(fā)效率渠道在發(fā)明專利和使用新型專利中顯著存在，在外觀設(shè)計專利中并不顯著，這表明跨國并購帶來的創(chuàng)新提升作用主要通過影響發(fā)明專利和實(shí)用新型專利的研發(fā)效率，進(jìn)而提高企業(yè)整體的創(chuàng)新能力。

表9 跨國并購創(chuàng)新效應(yīng)可能的影響渠道

為了進(jìn)一步證明本文建立的中介模型穩(wěn)健成立，本文參照溫忠麟等(2004)中的檢驗方法對中介模型進(jìn)行更為嚴(yán)格的檢驗。具體來說，證明中介模型穩(wěn)健成立的前提需要滿足以下幾點(diǎn)。首先，如果原假設(shè)H0:Ф＝0 與H0:θ＝0 均被拒絕，那么中介模型顯著，否則中介模型不顯著。其次，需要對中介模型進(jìn)行Sobel 檢驗和Freedman 檢驗，從而能夠在較高的程度上保證上述中介模型的成立。相關(guān)檢驗方程式如下所示:

由于研發(fā)效率渠道在外觀設(shè)計專利上并不顯著，下文的進(jìn)一步檢驗僅針對除此之外的其他專利的中介模型檢驗過程。本文根據(jù)以上兩式計算了中介模型的相關(guān)指標(biāo)，結(jié)果顯示以專利申請量、發(fā)明專利申請量、實(shí)用新型專利申請量作為創(chuàng)新衡量指標(biāo)的“創(chuàng)新效率”渠道的Z 值分別為2.516、2.083、2.30，均通過了5%顯著性水平上的Sobel檢驗①M(fèi)acKinnon 等(2002)對Sobel 統(tǒng)計量臨界值進(jìn)行了檢驗，結(jié)果發(fā)現(xiàn)5%顯著性水平對應(yīng)的臨界值為0.97，因而采用一般正態(tài)雙尾t 檢驗臨界值可能造成拒真錯誤，因此本文Sobel 檢驗結(jié)果在MacKinnon 理論框架下的檢驗將更為顯著。。此外，專利申請量、發(fā)明專利申請量、實(shí)用新型專利申請量樣本下的t 值結(jié)果分別為3.389、3.592、3.124，它們的相伴概率均小于1%，從而較好通過了Freedman 檢驗，因此證明了本文采取的中介模型穩(wěn)健成立，即研發(fā)效率是跨國并購促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新的中介渠道，進(jìn)一步證明了本文假設(shè)2 的成立。

六、跨國并購、市場化進(jìn)程與企業(yè)創(chuàng)新

前文分析了跨國并購對企業(yè)創(chuàng)新的作用及可能的影響渠道，但考慮到中國從1978年開始，開始進(jìn)行市場經(jīng)濟(jì)體制改革，使得經(jīng)濟(jì)體制向市場化方向逐步轉(zhuǎn)軌，并取得了巨大的成效，而市場化能夠顯著改善資源配置效率，增強(qiáng)企業(yè)的經(jīng)營效率(樊綱，2011)。高市場化水平降低了企業(yè)之間資源的交易成本(Brouthers，2002)，提高了生產(chǎn)要素的流動性，優(yōu)化市場資源的配置效率(Xie，2017)，提高企業(yè)對外跨國并購的效率。由此可見，市場化水平的提高能夠影響企業(yè)對外跨國并購的效率，若企業(yè)跨國并購能帶來創(chuàng)新能力的提升，是否意味著市場化水平的提高能夠增強(qiáng)企業(yè)跨國并購帶來的創(chuàng)新提升作用？為了檢驗該效應(yīng)的存在，本文在基礎(chǔ)回歸方程中加入與市場化相關(guān)的變量，構(gòu)建如下方程:

其中market 表示不同地區(qū)的市場化水平，市場化是一系列經(jīng)濟(jì)、社會、法律制度的變革，包括產(chǎn)品市場的發(fā)育、政府與市場關(guān)系、中介組織發(fā)育和法制環(huán)境等方面(樊綱，2011)。本文參考樊綱(2011)采取不同指標(biāo)衡量市場化進(jìn)程，市場化指數(shù)的取值年限為2003—2009 年，其數(shù)值越大，表示市場化水平越高，將市場化數(shù)據(jù)與跨國并購和專利數(shù)據(jù)進(jìn)行合并后，得到了306 個企業(yè)，共1804 個樣本量。據(jù)此，本文對市場化進(jìn)程帶來的作用進(jìn)行研究。

（一）市場化進(jìn)程總指標(biāo)的回歸結(jié)果

本文將各省市場化總得分情況作為市場化進(jìn)程的總體表現(xiàn)，以此來研究市場化進(jìn)程對企業(yè)跨國并購創(chuàng)新效應(yīng)的影響，具體回歸結(jié)果如表10 所示。其中第(1)列至第(4)列分別報告了市場化進(jìn)程總指標(biāo)對企業(yè)專利申請量、發(fā)明專利申請量、實(shí)用新型專利申請量和外觀設(shè)計專利申請量的回歸結(jié)果。首先，根據(jù)第(1)列企業(yè)專利申請總量的結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，三個變量的交互項系數(shù)顯著為正，這表明市場化水平越高的地方，企業(yè)跨國并購的創(chuàng)新效應(yīng)越大，進(jìn)而證明了市場化水平提高對企業(yè)跨國并購創(chuàng)新效應(yīng)存在著積極作用。其次，觀察第(2)列回歸結(jié)果可知，隨著企業(yè)所在省份市場化水平的提高，企業(yè)對外跨國并購能夠顯著提高相應(yīng)的發(fā)明專利申請量，進(jìn)而提高企業(yè)的創(chuàng)新能力。最后，根據(jù)第(3)列和第(4)列結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，在實(shí)用新型和外觀設(shè)計專利申請量層面上，市場化水平的提高對企業(yè)跨國并購創(chuàng)新效應(yīng)帶來的影響并不顯著，這表明企業(yè)創(chuàng)新能力的提升并不體現(xiàn)為這兩方面專利申請量的變化。綜上，市場化水平的提高對企業(yè)跨國并購的創(chuàng)新效應(yīng)有著積極的作用，成功驗證了本文的假設(shè)3，并且這一作用主要體現(xiàn)為企業(yè)發(fā)明專利申請量的增加。總體來看，高市場化水平可以增加跨國并購的創(chuàng)新效應(yīng)，由于市場化水平越高，企業(yè)市場競爭的“公平性”越高，優(yōu)越的環(huán)境促進(jìn)了企業(yè)的研發(fā)創(chuàng)新，進(jìn)而提高企業(yè)創(chuàng)新的數(shù)量和質(zhì)量水平，使得整個市場的創(chuàng)新能力得到進(jìn)一步提高。

表10 跨國并購、市場化進(jìn)程與企業(yè)創(chuàng)新

（二）產(chǎn)品市場發(fā)展

為了進(jìn)一步分析市場化指標(biāo)在不同子維度上的差異作用，本文此處將產(chǎn)品市場發(fā)育指標(biāo)作為某省市場化進(jìn)程的衡量指標(biāo)，考察不同省份產(chǎn)品市場發(fā)展帶來的作用，具體結(jié)果如表11 所示。其中第(1)列至第(4)列分別報告了產(chǎn)品市場發(fā)展對企業(yè)專利申請量、發(fā)明專利申請量、實(shí)用新型專利申請量和外觀設(shè)計專利申請量的回歸結(jié)果。首先，第(1)列結(jié)果表明三個變量交互項的系數(shù)顯著為正，這表明產(chǎn)品市場的發(fā)展對企業(yè)跨國并購的創(chuàng)新效應(yīng)是存在的，產(chǎn)品市場的發(fā)育為企業(yè)發(fā)展提供了物質(zhì)基礎(chǔ)，產(chǎn)品種類的多樣性促進(jìn)了當(dāng)?shù)仄髽I(yè)的良性競爭，提高企業(yè)的核心競爭能力，為企業(yè)跨國并購的創(chuàng)新效應(yīng)發(fā)展帶來積極的作用。其次，第(2)列至第(4)列是細(xì)分專利類型后的結(jié)果，從結(jié)果中可以發(fā)現(xiàn)，交互項的系數(shù)在發(fā)明專利和外觀設(shè)計專利上顯著為正，這表明產(chǎn)品市場發(fā)展帶來跨國并購創(chuàng)新效應(yīng)主要體現(xiàn)在發(fā)明專利和外觀設(shè)計專利上，對企業(yè)實(shí)用新型專利的影響并不顯著。進(jìn)一步，對比第(2)列和第(4)列結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，跨國并購帶來的創(chuàng)新提升效應(yīng)在外觀設(shè)計專利上更為顯著，這表明產(chǎn)品市場發(fā)展帶來的影響更利于加速企業(yè)對外觀設(shè)計類型專利的研發(fā)，進(jìn)而提高企業(yè)的創(chuàng)新能力。

表11 跨國并購、產(chǎn)品市場發(fā)育與企業(yè)創(chuàng)新

（三）政府與市場關(guān)系

本文此處將政府與市場關(guān)系指標(biāo)作為某省市場化進(jìn)程的衡量指標(biāo)，考察不同省份政府與市場關(guān)系變化帶來的作用，具體結(jié)果如表12 所示。其中第(1)列至第(4)列分別報告了政府與市場關(guān)系發(fā)展對企業(yè)專利申請量、發(fā)明專利申請量、實(shí)用新型專利申請量和外觀設(shè)計專利申請量的回歸結(jié)果。首先，第(1)列結(jié)果顯示三個變量交互項的系數(shù)顯著為正，這表明政府與市場關(guān)系越良好，企業(yè)對外跨國并購后，越能夠顯著提高企業(yè)的創(chuàng)新能力，因為政府和市場作為調(diào)節(jié)經(jīng)濟(jì)運(yùn)行的“有形手”和“無形手”，對企業(yè)發(fā)展有著重要作用，“有形手”和“無形手”之間協(xié)調(diào)程度越高，企業(yè)越能培育內(nèi)在的競爭優(yōu)勢，進(jìn)而提高企業(yè)跨國并購帶來的創(chuàng)新效應(yīng)。其次，第(2)列至第(4)列是細(xì)分專利類型后的結(jié)果，從結(jié)果中可以發(fā)現(xiàn)，交互項的系數(shù)在發(fā)明專利和實(shí)用新型專利上顯著為正，這意味著政府與市場關(guān)系的改善能夠顯著提高跨國并購帶來的創(chuàng)新效應(yīng)，而這一作用主要體現(xiàn)為企業(yè)發(fā)明專利和實(shí)用新型專利數(shù)量的增加，對企業(yè)外觀設(shè)計專利的影響并不明顯。這進(jìn)一步說明政府與市場關(guān)系的協(xié)調(diào)發(fā)展更利于提高企業(yè)的創(chuàng)新質(zhì)量，而其表現(xiàn)為企業(yè)在發(fā)明專利和實(shí)用新型專利上的申請量變化較為明顯，對于技術(shù)含量較低的外觀設(shè)計專利申請量影響較小。

表12 跨國并購、政府與市場關(guān)系與企業(yè)創(chuàng)新

（四）中介組織發(fā)育和法律制度

此處將中介組織發(fā)育和法律制度作為某省市場化進(jìn)程的衡量指標(biāo)，考察各省中介組織發(fā)育和法律制度發(fā)展對企業(yè)跨國并購創(chuàng)新效應(yīng)帶來的具體作用，具體結(jié)果如表13所示。其中第(1)列至第(4)列分別報告了法律制度發(fā)展對企業(yè)專利申請量、發(fā)明專利申請量、實(shí)用新型專利申請量和外觀設(shè)計專利申請量的回歸結(jié)果。首先，第(1)列結(jié)果表明整體交互項的系數(shù)顯著為正，證明了企業(yè)所在省份法律制度的提高，能夠促進(jìn)企業(yè)跨國并購后的創(chuàng)新能力的提升。這是由于在法律制度更為完善的地區(qū)，企業(yè)經(jīng)營擁有更強(qiáng)的法律保障力度，更能塑造良好的營商環(huán)境，奠定了企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的基礎(chǔ)，提高企業(yè)培育核心競爭的能力，最終提高企業(yè)跨國并購帶來的創(chuàng)新提升作用。其次，第(2)列至第(4)列是細(xì)分專利類型后的結(jié)果，從結(jié)果中可以發(fā)現(xiàn)，交互項的系數(shù)對所有專利類型的影響均顯著為正，這說明法律制度和中介組織發(fā)育作為市場化進(jìn)程的一項基礎(chǔ)性指標(biāo)，是企業(yè)進(jìn)行跨國并購的基本制度保障，對企業(yè)經(jīng)營創(chuàng)新活動有著普適性的作用，能夠提高企業(yè)各方面的創(chuàng)新能力。

綜上，企業(yè)所在地區(qū)市場化水平提高后，能夠產(chǎn)生顯著提高跨國并購的創(chuàng)新效應(yīng)，這一作用在產(chǎn)品市場發(fā)育、政府與市場關(guān)系、中介組織發(fā)育和法律制度幾方面是穩(wěn)健的；不同市場化指標(biāo)變化對企業(yè)細(xì)分專利類型的影響具有異質(zhì)性，整體上來看，市場化水平提高能夠促進(jìn)企業(yè)跨國并購后創(chuàng)新能力的提升，是企業(yè)創(chuàng)新發(fā)展的重要因素。

表13 跨國并購、中介組織發(fā)育和法律制度與企業(yè)創(chuàng)新

七、結(jié) 論

中國從1978 年開始進(jìn)行市場化經(jīng)濟(jì)體制改革，取得了巨大的成效，隨著市場化進(jìn)程的日益推進(jìn)和中國企業(yè)跨國并購活動日益活躍，研究跨國并購、市場化進(jìn)程與企業(yè)創(chuàng)新之間的關(guān)系具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。本文得出的主要結(jié)論有:第一，跨國并購顯著提高了企業(yè)創(chuàng)新能力，平均來說使企業(yè)專利申請量年均增加了24.5%，使企業(yè)實(shí)用新型專利申請量年均提高了17.9%，使企業(yè)發(fā)明專利申請量年均提高了21.9%，對企業(yè)外觀設(shè)計專利申請量的影響不顯著。第二，影響機(jī)制顯示，跨國并購?fù)ㄟ^提高企業(yè)研發(fā)效率，進(jìn)而提高企業(yè)的創(chuàng)新水平。第三，跨國并購對企業(yè)創(chuàng)新的促進(jìn)作用就企業(yè)所在地、企業(yè)所有權(quán)性質(zhì)而言存在顯著差異，跨國并購對東部企業(yè)、非國有企業(yè)的創(chuàng)新提升百分比分別高于中部和西部地區(qū)企業(yè)、國有企業(yè)。第四，市場化水平的提高能夠增強(qiáng)企業(yè)跨國并購帶來的創(chuàng)新提升作用。本文結(jié)論意味著實(shí)施“走出去”政策是新時代背景下提高企業(yè)整體創(chuàng)新能力的重要利器，同時應(yīng)統(tǒng)籌推進(jìn)各地區(qū)經(jīng)濟(jì)的市場化進(jìn)程，進(jìn)一步提升跨國并購帶來的創(chuàng)新促進(jìn)作用，堅持發(fā)揮市場在企業(yè)創(chuàng)新上的積極作用。