集群企業(yè)的并購行為與生產效率

梁永福 曾子欣 楊 露

一 問題的提出

改革開放以來，工業(yè)園區(qū)、科技園區(qū)等企業(yè)共棲載體遍布全國，“筑巢引鳳”式的開發(fā)區(qū)模式歷久彌新，廣東的專業(yè)鎮(zhèn)與浙江的塊狀經濟更是在沿海地區(qū)筑起了一道亮麗的風景線——獨特的鎮(zhèn)域產業(yè)集聚經濟。經過三十多年的發(fā)展歷程，這些產業(yè)集群已經成為中國區(qū)域發(fā)展和產業(yè)布局的重要模式與載體，在推動地區(qū)經濟發(fā)展中發(fā)揮著重要的作用。如廣東省400多個專業(yè)鎮(zhèn)的地區(qū)生產總值將近4萬億元，占了全省GDP的三分之一以上。正因為發(fā)展迅猛且經濟貢獻度高，產業(yè)集群一直是政府和學界重點關注的對象。

然而，盡管產業(yè)集群在地方經濟發(fā)展中不可或缺，但集群內企業(yè)聯(lián)系和分工缺乏、專業(yè)化服務不足、停留在低增值環(huán)節(jié)等問題目前在國內仍然相當普遍。為推動我國經濟高質量發(fā)展，加快建設現(xiàn)代產業(yè)體系，黨的十九大報告明確提出要“促進我國產業(yè)邁向全球價值鏈中高端，培育若干世界級先進制造業(yè)集群”。為實現(xiàn)這個目標，各級政府及有關部門紛紛開展先進產業(yè)集群培育行動，產業(yè)集群質量升級相關政策在多地相繼出臺。如廣東省近兩年來先后發(fā)布了《廣東省培育先進制造業(yè)集群實施方案及新一代信息技術等11個產業(yè)集群行動計劃》《關于培育發(fā)展戰(zhàn)略性支柱產業(yè)集群和戰(zhàn)略性新興產業(yè)集群的意見》等文件?？梢姡粓鲆獙崿F(xiàn)產業(yè)集群“華麗轉身”的攻堅戰(zhàn)已在我國南方打響，產業(yè)集群質量升級正如火如荼地向前推進。

縱觀部分成功實現(xiàn)質量升級的產業(yè)集群，其發(fā)展軌跡轉變往往依賴于領先企業(yè)的技術溢出和引導(張杰等，2007)[1]。世界產業(yè)發(fā)展實踐同樣表明，集群企業(yè)尤其是核心企業(yè)通過企業(yè)并購行為尋求擴張，不僅能夠直接實現(xiàn)自身的技術趕超和產品多樣化布局，還間接推動了產業(yè)集群的轉型升級，使其順利進入全球價值鏈的高端環(huán)節(jié)。比如家電行業(yè)的格力收購凌達，以及美的收購東芝萬家樂，前者由此獲得了壓縮機核心技術，迅速利用過硬的產品搶占國際市場，后者也因此提升了自身的全球影響力與綜合競爭實力。但不可否認的是，核心企業(yè)擴張并非必然帶來集群的升級，失敗案例也比較常見，不少試圖升級的產業(yè)集群反而由于集群核心企業(yè)與配套企業(yè)間協(xié)同創(chuàng)新(萬幼清和胡強，2015[2]；萬幼清等，2015[3])或國際化發(fā)展(侯茂章，2012)[4]的風險而危機四伏，甚至走向消亡。

并購交易中的信息傳遞機制對于降低交易風險大有益處(李旎等，2019)[5]，而社會網絡與企業(yè)并購動因相關理論也表明，社會網絡能給鑲嵌其中的企業(yè)帶來知識與信息等獨特資源，但是以往學者較多將社會網絡集中在股東(李善民等，2015)[6]、管理者(陳仕華和盧昌崇，2013)[7]、董事(陳仕華等，2013)[8]等個體網絡，對于企業(yè)網絡本身的研究較少。黎文飛等(2016)[9]基于信息傳遞理論研究產業(yè)集群對企業(yè)并購行為的影響，指出產業(yè)集群作為一種互動性的網絡生態(tài)環(huán)境和平臺，能夠通過供應鏈與價值鏈上價值活動的協(xié)同效應，促成集群內外企業(yè)的知識和信息共享。這可能是目前為止僅有的一項從產業(yè)集群這一企業(yè)網絡視角深入分析企業(yè)并購績效的研究。遺憾的是，他們的研究對象主要集中于并購的價值創(chuàng)造問題，未曾涉及企業(yè)的全要素生產率。更為重要的是，他們沒有區(qū)分集群核心企業(yè)與非核心企業(yè)，以至于沒能很好捕捉不同特質企業(yè)的并購行為所帶來生產效率提升效果不一的事實。可以說，集群企業(yè)并購行為與生產效率之間關系的研究仍然是一片未墾之地。

有鑒于此，本文試圖在產業(yè)集群的框架下，基于企業(yè)微觀行為數(shù)據(jù)研究集群企業(yè)并購行為對生產效率的作用，以及集群企業(yè)核心地位帶來的影響，希望能為我國制造業(yè)集群轉型升級與世界級先進制造業(yè)集群培育，乃至制造強國建設提供理論參考與經驗證據(jù)。相較于已有研究，本文可能的邊際貢獻為：一是借鑒王珺和郭惠武(2012)[10]的做法，對集群企業(yè)進行了識別，并根據(jù)縣區(qū)與三位行業(yè)代碼層面的市場集中度進一步識別了集群核心企業(yè)，對該類企業(yè)的微觀行為提出了量化研究方法。二是通過研究集群企業(yè)的并購行為效果，融合了微觀企業(yè)行為與產業(yè)組織理論，得到產業(yè)集群與企業(yè)并購交叉研究領域的新視角。三是以集群企業(yè)并購行為作為研究切入點，思考產業(yè)集群轉型升級，乃至世界級先進制造業(yè)集群建設的新路徑。

下文內容安排為：第二部分是文獻回顧；第三部分是理論基礎與研究假說；第四部分為研究設計，包括樣本選擇與數(shù)據(jù)來源、核心變量測度及計量模型設計等內容；第五部分是實證結果與分析；最后是結論與啟示。

二 文獻回顧

(一)關于企業(yè)并購行為影響生產效率的研究

作為企業(yè)擴張的重要方式之一，并購行為能改善目標企業(yè)的經營績效并創(chuàng)造價值，原因可能在于并購活動對資源分配效率的改善(Maksimovic和Phillips，2001[11]；Devos et al.，2009[12])，產品質量融合帶來運營成本的降低(Sheen，2014)[13]，重復廣告支出成本的削減(Fee et al.，2012)[14]，以及收購方更有效使用目標企業(yè)的資本和勞動(Li，2013)[15]等。盡管在企業(yè)并購浪潮中資產的買進與賣出行為均可顯著促進企業(yè)全要素生產率(Maksimovic et al.，2013)[16]，但是收購方在并購后能否獲得與目標企業(yè)同樣的效率改善學界依然無法達成一致意見。作為并購行為的發(fā)起人，收購方在并購前后的生產效率變化直接決定了本次并購行為的效果，這也是判斷并購行為成敗的關鍵所在。

大量研究表明，收購方并不一定能從并購活動中獲得生產效率的提升乃至價值創(chuàng)造，即使是那些從一開始就旨在獲取協(xié)同效應的并購行為，協(xié)同效應也往往難以實現(xiàn)，收購方也很難通過收購行為掠奪目標企業(yè)來獲得效率改善(Galai和Masulis，1976[17]；Sirower，1997[18])。國內許多學者進一步指出，中國企業(yè)的并購行為并不能改善企業(yè)的生產效率或經營績效(馮根福和吳林江，2001[19]；張新，2003[20]；李善民和朱滔，2005[21]；丁慧，2009[22])。部分學者認為這可能是因為并購績效還受內部公司治理與外部市場環(huán)境等因素影響，比如地區(qū)社會信任程度(王艷和李善民，2017)[23]、經濟政策的不確定性(黃燦等，2020)[24]、非實際控制人的董事會權力(逯東等，2019)[25]以及管理層的能力與過度自信(李善民和陳文婷，2010[26]；肖明和李海濤，2017[27])等。因此，能否在同一個分析框架下同時考慮外部市場環(huán)境和內部公司治理因素的作用，對于企業(yè)并購效果的評價十分重要。

(二)關于產業(yè)集群影響企業(yè)并購行為后果的研究

根據(jù)傳統(tǒng)產業(yè)組織理論，產業(yè)集聚在上下游產業(yè)鏈的基礎設施共享和勞動力蓄水池等方面存在產業(yè)外部性，通過推動技術進步，進而對經濟增長及其質量產生影響。對身處產業(yè)集群的企業(yè)而言，集群屬性不僅僅影響企業(yè)技術創(chuàng)新，而且在企業(yè)的并購、融資等其他經營活動中也發(fā)揮重要作用。國外一些學者專門針對企業(yè)并購行為與其集群屬性之間的關系展開研究。如Spigarelli et al.(2015)[28]考察中國跨國公司在歐洲收購意大利重工業(yè)企業(yè)的案例，指出影響收購方成功融入東道國的因素除了當?shù)胤A賦資源和制度條件外，一個支撐目標公司運營的服務和企業(yè)集群非常重要，因為集群可以提供專業(yè)供應商、熟練勞動力及創(chuàng)業(yè)文化。Szucs(2016)[29]在研究產業(yè)集群內企業(yè)并購活動的動因和集聚時發(fā)現(xiàn)，行業(yè)因素對并購活動具有顯著的觸發(fā)作用。Song和Lie(2018)[30]估計外商直接投資(FDI)對國內目標企業(yè)盈利收益的直接影響，發(fā)現(xiàn)位于外資集聚程度較高的產業(yè)集群中的目標企業(yè)可能通過更多的企業(yè)互動獲得更大的凈收益。

國內學界也有一些探討，比如郎香香等(2014)[31]從供應商和客戶網絡的視角研究了并購收益的分配和發(fā)生，結果發(fā)現(xiàn)供應商網絡的疏密程度會影響并購收益的分配，且供應商網絡密集處的企業(yè)分享到的并購收益份額較低。傅昌鑾和潘偉康(2015)[32]從產業(yè)組織資源和全球價值鏈治理的維度剖析了我國集群企業(yè)國際化的內在驅動力，認為企業(yè)的國際化得益于產業(yè)集群的孵化作用并形成一定的路徑依賴，集群的分工資源、環(huán)境資源、網絡資源決定了企業(yè)國際化競爭優(yōu)勢和動態(tài)能力。蔡慶豐和陳熠輝(2020)[33]實證檢驗了不同層級開發(fā)區(qū)設立對企業(yè)并購行為的影響，發(fā)現(xiàn)不同層級開發(fā)區(qū)的運行機制及其對域內企業(yè)并購行為的影響機理和結果存在明顯差異。

(三)關于核心企業(yè)與產業(yè)集群之間關系的研究

Boari(2001)[34]的焦點企業(yè)(1)核心企業(yè)(Core Firms)與焦點企業(yè)(Focal Firms)在本文中含義一致。理論認為，企業(yè)在產業(yè)集群中的作用、任務和運行方式各不相同，焦點企業(yè)在產業(yè)集群成長發(fā)展的過程中起著舉足輕重、不可替代的作用。加快產業(yè)集群成長發(fā)展主要是通過企業(yè)行為來實現(xiàn)的，而焦點企業(yè)作為集群內的重要組成部分，被認為是研究集群企業(yè)作為市場需求驅動因素的過渡，是探索集群企業(yè)成長發(fā)展路徑的關鍵要素(黃純和蔡寧，2012)[35]。關于焦點企業(yè)能在產業(yè)集群中占據(jù)核心地位的原因，不同文獻解釋不一。付韜等(2014)[36]認為，集群內焦點企業(yè)的核心地位源自其對具有較高復雜程度的最終產品的掌控能力?；诘乩硪暯堑膬仍蠢碚搫t認為，產業(yè)集群轉型升級可以通過集群網絡這一方式來實現(xiàn)(Coe et al., 2004)[37]，并強調內部企業(yè)網絡聯(lián)系的重要性。

從集群網絡角度看，焦點企業(yè)的知識網絡合理嵌入不僅有助于焦點企業(yè)自身的轉型升級，也能促進集群內其它企業(yè)及產業(yè)集群整體的轉型升級(姚春序和朱亞梅，2015)[38]。而隨著產業(yè)集群的成長發(fā)展，集群呈現(xiàn)出一種協(xié)調的生產局面：以少數(shù)核心企業(yè)為中心，輔助企業(yè)協(xié)調發(fā)展。盡管集群內部合作的方式各不相同，但主要方式還是核心企業(yè)與輔助企業(yè)之間的相互合作，他們之間進行協(xié)同創(chuàng)新將更有利于市場的不斷發(fā)展(杜欣和邵云飛，2013)[39]。張杰等(2007)[1]直言，核心企業(yè)領導、輔助企業(yè)跟隨的集群分工模式對于緩解我國地方產業(yè)集群內部集體創(chuàng)新能力缺失的現(xiàn)象，改善產業(yè)結構轉型升級動力不足的狀況，具有重要的催化作用。

綜上可知，國內外關于產業(yè)集群影響企業(yè)并購行為的研究多強調前者對后者的成因分析，個別涉及并購收益分配問題，但并沒有深入分析并購方的生產效率問題，盡管黎文飛等(2016)[9]提出了信息傳遞理論視角。同時，以往專注于核心企業(yè)與產業(yè)集群關系的研究成果較多停留在集群組織結構、集群企業(yè)創(chuàng)新網絡等中觀層面，缺乏進一步研究產業(yè)集群發(fā)展影響要素的微觀基礎——核心企業(yè)的異質性。正如劉友金和羅發(fā)友(2005)[40]所言，產業(yè)集群內核心企業(yè)擔任的是異質獨特的任務和角色。由于核心企業(yè)在產業(yè)集群中處于特殊地位，其內部管理者可能存在有別于集群內其他企業(yè)的特質，比如更可能存在管理層過度自信等問題。目前仍然鮮有研究對集群核心企業(yè)這種異質性及其引致的企業(yè)投資決策行為進行深入探討。

三 理論基礎與研究假說

并購對于企業(yè)而言是一項事前與事后均充滿著不確定性的決策行為，其實施與否以及效果如何，能否提升企業(yè)經營效率并創(chuàng)造價值主要取決于收購方掌握的信息條件，即收購方與目標企業(yè)之間信息不對稱問題的緩解程度。這是因為信息優(yōu)勢能讓企業(yè)并購行為 “信息優(yōu)勢—信息資源—并購決策” 的傳導過程不斷獲得評價與修正，進而降低并購過程中的不確定性，最終對并購發(fā)起行為及并購績效產生正面影響(李善民等，2015)[6]。

社會網絡理論認為，任何一個組織成員的決策行為和能力均受其所處社會網絡系統(tǒng)影響(Uzzi，1999)[41]。企業(yè)嵌入的社會網絡可以是股東、董事、高管等個體連接而成的關系網絡，但企業(yè)自身通過研發(fā)合作、供應鏈關系、財務聯(lián)系等所組成的企業(yè)網絡同樣重要。對于產業(yè)集群而言，其主體包括了供應商、采購商、生產企業(yè)、專業(yè)市場、協(xié)會、公共服務平臺、金融機構以及政府組織等，由此構成了一個企業(yè)自組織或有組織的綜合體(王緝慈，2001)[42]，因而天然具備企業(yè)網絡特性。

在產業(yè)集群生態(tài)系統(tǒng)中，集群企業(yè)在地理空間上集聚發(fā)展，相互之間存在分工與協(xié)作的競合關系，能夠在區(qū)域內充分共享信息和知識。比如集群中，供應鏈伙伴合作與聯(lián)盟協(xié)議推動行業(yè)上下游信息的傳遞(李宇等，2019)[43]，行業(yè)協(xié)會等組織起到信息中介作用，以及勞動力流動使得相關商業(yè)信息作為緘默知識得以傳播。因此，產業(yè)集群作為企業(yè)網絡組織在信息傳遞上具有很大的優(yōu)勢，對于企業(yè)并購行為而言，能為收購方辨別并購機會與對象，以及做出有效的并購決策提供重要的信息基礎(2)根據(jù)Burt(2009)[44]的結構洞理論，集群企業(yè)相當于處在社會網絡結構洞中的企業(yè)，如果將產業(yè)集群視為一個整體，相對于產業(yè)集群外的企業(yè)，集群企業(yè)與集群外部網絡的弱聯(lián)系可讓其獲取更多信息和知識資源。因此，盡管目標企業(yè)可能并不是集群內企業(yè)，但是集群企業(yè)在獲取并購目標企業(yè)信息方面仍然更具優(yōu)勢。。

同時，集群企業(yè)并購行為除了獲得產業(yè)集群帶來的信息優(yōu)勢，進而降低并購的不確定性外，還擁有并購成本較低的特點，這至少體現(xiàn)在以下兩個方面：一是由于信息優(yōu)勢存在，收購方與目標公司之間信息不對稱問題得到緩解，因而對目標公司的估值更加合理，直接收購成本支出得到合理控制；二是由于集群企業(yè)獲得目標公司信息的渠道更多(Almazan et al.，2010)[45]，并購過程中涉及的搜尋、調研與談判以及后期整合等成本均大大降低，進而提高了并購效率，降低了并購決策失敗的風險。因此，提出如下假說：

假說1：企業(yè)的集群屬性對其并購行為的生產效率提升作用具有正向調節(jié)效應。

在企業(yè)并購行為中，由于收購方與目標企業(yè)的管理者會因過度自信而出現(xiàn)非理性的行為偏差，從而使并購不能為收購方創(chuàng)造價值，這就是國外并購動因理論中由Roll(1986)[46]提出的“自大假說”(Hubris Hypothesis)。該理論認為，過度自信的管理者更容易實施并購活動，其所進行的并購活動次數(shù)甚至比非過度自信的高出65%(Malmendier和Tate，2005[47]；傅強和方文俊，2008[48])。盡管并購績效還與管理者的學習能力有關(李捷瑜和徐藝潔，2017)[49]，但學界已達成共識的是，管理者過度自信與并購績效存在顯著的負相關關系(李善民和陳文婷，2010[26]；宋淑琴和代淑江，2015[50])，且過度自信管理者實施并購帶來的市場回報要低于非過度自信管理者帶來的市場回報(Malmendier和Tate，2008)[51]。

集群核心企業(yè)在承擔起整個集群成長發(fā)展中心作用的同時，也逐漸成為集群轉型升級的主體，在整個產業(yè)集群的發(fā)展中占據(jù)重要位置(項后軍，2010)[52]。然而，這種企業(yè)網絡中的主導地位會給集群核心企業(yè)的管理者帶來如下影響：一方面，長期以來在產業(yè)集群中累積的影響力，讓集群核心企業(yè)管理者在與上游供應商抑或下游經銷商交易與談判中均具有較大的話語權，這種強勢的“賣方”角色會左右其企業(yè)并購行為決策，容易出現(xiàn)事前調查不深入、低估事后整合成本等問題，從而給并購失敗埋下伏筆。另一方面，根據(jù)社會網絡理論，企業(yè)所處的網絡位置越趨于中心，社會網絡帶來的信息優(yōu)勢越為明顯。然而，正因為集群核心企業(yè)特殊的網絡勢位，其管理者往往無法保持完全理性的決策，比如會因為控制幻覺而主觀上降低搜集信息的意愿，因而在并購過程中忽視信息優(yōu)勢的價值(李善民等，2015)[6]。取而代之的是管理者會因所經營企業(yè)的網絡核心位置而滋生過度自信的心理特征，進而對信息優(yōu)勢的價值實現(xiàn)帶來負面影響。為此，提出如下假說：

假說2：集群企業(yè)的核心地位對其并購行為的生產效率提升作用具有負向調節(jié)效應。

四 研究設計

(一)樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文使用的制造業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)主要來自CSMAR國泰安數(shù)據(jù)庫。在樣本企業(yè)的并購數(shù)據(jù)方面，主要基于CSMAR子庫——“中國上市公司并購重組”數(shù)據(jù)庫的并購交易信息總表整理所得，具體處理步驟如下：(1)選擇收購方為上市制造業(yè)企業(yè)的并購事件；(2)剔除并購交易未完成的事件樣本；(3)剔除存在關聯(lián)交易的并購事件；(4)篩選出并購交易金額大于等于100萬的并購事件；(5)根據(jù)經營范圍手工剔除目標企業(yè)屬于金融行業(yè)的并購事件；(5)將收購方同一天公告超過一筆且目標企業(yè)為同一家的并購交易事件視為同一并購行為；(6)剔除觀察期內發(fā)生兩次及以上并購交易的樣本企業(yè)。本文獲得2000-2013年間991家制造業(yè)上市企業(yè)樣本共3659個觀察值，其中發(fā)生并購行為的企業(yè)有110家，占總樣本的11%；位于產業(yè)集群內的企業(yè)有80家，占總樣本的8.07%。

(二)主要變量說明

1.產業(yè)集群的識別

本文主要采用王珺和郭惠武(2012)[10]的方法來識別產業(yè)集群，即根據(jù)某一地區(qū)、某一類行業(yè)、某一年的企業(yè)數(shù)量來判斷這個地區(qū)該年度該行業(yè)是否存在產業(yè)集群。為保證企業(yè)之間能夠充分接觸交流，且廣泛交往的優(yōu)良環(huán)境是在一個較小的地域空間，筆者在縣區(qū)級行政單位層面定義產業(yè)集群。此外，盡管上市公司行業(yè)分類所采用的證監(jiān)會行業(yè)分類(2011版)與中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫采用的國民經濟行業(yè)分類已經保持一致，但為了便于后期將集群識別變量匹配到收購企業(yè)面板數(shù)據(jù)，本文根據(jù)CSMAR數(shù)據(jù)庫披露的公司經營范圍手工將二位行業(yè)代碼細化至三位行業(yè)代碼。例如，ST康達爾(000048)的證監(jiān)會對應二位數(shù)行業(yè)分類為農副食品加工業(yè)(C13)，細化為證監(jiān)會對應三位數(shù)行業(yè)分類是屠宰及肉類加工業(yè)(C135)。

在確定集群界限方面，本文采用K值聚類分析方法，首先計算特定年份、縣區(qū)、三位數(shù)行業(yè)的企業(yè)數(shù)，并將上述企業(yè)數(shù)分為2個簇，然后將歐式距離較小即相似度高的企業(yè)數(shù)劃分為同一簇，最終獲得聚類標準——某年、某縣區(qū)、某三位數(shù)行業(yè)的最小企業(yè)數(shù)量。進一步，以此最小企業(yè)數(shù)量作為每個行業(yè)劃分集群的界限，將某年某縣區(qū)某行業(yè)的企業(yè)數(shù)量與這個界限比較，若大于這個數(shù)值則這個縣區(qū)某年某行業(yè)就為一個產業(yè)集群，記為產業(yè)集群虛擬變量(cluster)，并取值為1，否則為0。參照黎文飛等(2016)[9]的做法，為避免產業(yè)集群規(guī)模的動態(tài)性即集群界限因時而變的問題，同時考慮到數(shù)據(jù)規(guī)模的限制，本文將某行業(yè)觀察期內各年集群界限均值作為集群存在與否的判斷標準。此外，為避免上述關于集群界限處理過于簡單而帶來偏差，本文還以某行業(yè)各年份的界限分別去識別當年該行業(yè)是否存在集群。在進行聚類分析時筆者并不對各年各三位數(shù)行業(yè)加以區(qū)分，而是將每個三位數(shù)行業(yè)的企業(yè)數(shù)量混合在一起進行K值聚類分析，最后得到2000-2013年每年行業(yè)統(tǒng)一的集群界限(見表1)。

表1 2000-2013年各年集群界限

2.核心企業(yè)的界定

為了測度企業(yè)在行業(yè)中的核心地位，本文使用企業(yè)的市場份額作為判斷核心企業(yè)的標準。具體而言，如果某企業(yè)在某地區(qū)(縣區(qū))某年度某行業(yè)(三位代碼行業(yè))的市場份額超過該地區(qū)該年份該行業(yè)企業(yè)市場份額的均值，那么認為這個企業(yè)為該地區(qū)該年度該行業(yè)的核心企業(yè)，并以虛擬變量(corefirm)取值為1表示。如果該年度該企業(yè)所在縣區(qū)三位代碼行業(yè)同時存在集群，則該企業(yè)為集群核心企業(yè)。此外，為避免該標準對核心企業(yè)界定存在偏差，在穩(wěn)健性檢驗中還使用企業(yè)市場份額超過50%作為替代判斷標準，具體來說，如果某企業(yè)在某地區(qū)某年度某行業(yè)的市場份額超過50%且該行業(yè)存在集群，則將之視為集群核心企業(yè)。

3.并購行為的識別

本文的目的在于考察集群企業(yè)并購行為是否提升了生產效率，如何識別集群企業(yè)的并購行為至關重要。本文主要基于國泰安數(shù)據(jù)庫公司研究系列中的并購交易信息總表數(shù)據(jù)篩選得到并購事件樣本，同時因集群識別與核心企業(yè)識別依據(jù)的中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫數(shù)據(jù)只更新至2013年，因而選擇2000-2013年發(fā)生并購行為的制造業(yè)上市企業(yè)作為研究對象。

根據(jù)前文關于并購數(shù)據(jù)處理的方法，獲得最終的并購事件樣本。需要指出的是，同一家企業(yè)在同一年可能同時發(fā)生兩次及兩次以上目標企業(yè)不同的并購事件，為簡便起見，將對這些同一年發(fā)生的并購事件視為同一并購行為。如果該企業(yè)某一年發(fā)生過并購行為，則該年度該企業(yè)的并購行為虛擬變量(mna)取值為1，否則為0。

4.生產效率的度量

本文以全要素生產率(TFP)測度集群企業(yè)的生產效率，其反映的是在生產過程中，投入一單位的要素所能產出的平均水平，可用來衡量企業(yè)整體的投入產出效率，即在一定時間內企業(yè)生產活動的效率。盡管TFP在很多國內外學者的研究中被用作衡量技術水平高低的關鍵因素，但是這一應用對TFP的表述并不準確，TFP不僅與技術進步存在相關關系，還在一定程度上反映了物質生產過程中的轉化水平，衡量了生產過程管理能力的高低。

一般來說，全要素生產率可以通過OLS、OP、LP、GMM等方法計算獲得。而大多數(shù)學者采用OLS回歸取殘差值的方法，因為這一方法可以有效解決由于數(shù)據(jù)內生性、有效信息量不足所導致的估計偏差問題。對比OP和LP方法計算全要素生產率的過程，并參考國內外學者的相關文獻，本文選擇OP方法計算全要素生產率，同時輔以LP及OLS方法進行穩(wěn)健性檢驗。參照魯曉東和連玉君(2012)[53]的做法，將柯布道格拉斯(CD)生產函數(shù)Y=AitLitαLKitαk對數(shù)化后可得：

lnYit=αLlnLit+αklnKit+lnAit

(1)

其中，Y表示主營業(yè)務收入，作為產出的度量指標；L表示員工人數(shù)，作為勞動力投入的度量指標；K表示固定資產，作為資本投入的度量指標；下標i表示企業(yè)個體，t表示年份。根據(jù)上述模型，殘差值A即為制造業(yè)上市企業(yè)的全要素生產率。在測算TFP時，除主營業(yè)務收入(Y)、勞動力(L)和資本(K)等三個基本變量之外，投資(invest)和企業(yè)退出(exit)也是OP法計算TFP不可或缺的變量。其中，本文選擇用資本性支出來度量投資程度的高低，資本性支出可以用構建相應資產支付的現(xiàn)金減去處置相應資產收回的現(xiàn)金來得到，相應資產則包括固定資產、無形資產和其他長期資產。關于企業(yè)退出問題，企業(yè)只有在考察期最后一年不存在且具有連續(xù)時間序列才能被定義為退出企業(yè)。若為退出企業(yè)，則企業(yè)退出變量在末年標記為1，其他年份為0，而其他企業(yè)所有年份均為0。為了降低通貨膨脹因素對研究結果的影響，本文選取平減指數(shù)對主營業(yè)務收入和資本投入進行消脹處理。在選取平減指數(shù)方面，本文借鑒魯曉東和連玉君(2012)[53]的做法，主營業(yè)務收入用企業(yè)所在地區(qū)工業(yè)品出廠價格指數(shù)進行平減，資本投入則采用固定資產投資價格指數(shù)進行平減。此外，為避免異常值對回歸結果的影響，實證檢驗前本文剔除了被解釋變量小于零的觀察值，并在1%水平上對其進行了Winsorize縮尾處理。

(三)研究模型與其他變量說明

根據(jù)前文理論分析，計量模型設定如下：

TFPijd, t+2=β0+β1clusterjdt+β2mnaijdt+β3mnaijdt×clusterjdt+β4controlijdt+λt+ui+εijdt

(2)

其中，考慮到并購事件在發(fā)生后需要經過一段時間的經營整合才能對企業(yè)生產效率帶來影響，因此對企業(yè)生產效率做滯后兩期處理，具體而言，模型中的TFPijd, t+2表示d縣區(qū)j行業(yè)i企業(yè)t+2年的全要素生產率；cluster為縣區(qū)是否存在產業(yè)集群的虛擬變量；mna為樣本企業(yè)是否發(fā)生并購行為的虛擬變量；control為控制變量向量，包括企業(yè)年齡(age)、出口依存度(ovsincmp)、總資產凈利潤率(ROA)、產權性質(soe)、資產負債率(leverage)、公司規(guī)模(lnasset)與地區(qū)GDP增長率(pgdp)等；λt是時間固定效應，ui是個體異質效應，εit是隨機誤差項。

為考察集群企業(yè)核心地位對其并購效果的影響，本文在模型(2)的基礎上增加了企業(yè)并購行為、產業(yè)集群與核心企業(yè)變量三者的完全交互項，其中，三者的交互項系數(shù)β7衡量的是集群企業(yè)核心地位影響其并購效果的邊際效應，如果假說2成立，β7符號將為負。具體模型如下：

TFPijd, t+2=β0+β1clusterjdt+β2mnaijdt+β3corefirmijdt+β4mnaijdt×clusterjdt+β5clusterjdt×corefirmijdt

+β6mnaijdt×corefirmijdt+β7mnaijdt×clusterjdt×corefirmijdt+β8control+λt+ui+εijdt

(3)

此外，本文涉及的控制變量簡要說明見表2。

表2 主要控制變量定義

五 實證結果與分析

(一)描述性統(tǒng)計

為避免異常值對檢驗結果的影響，本文對TFP(OP)、TFP(LP)、TFP(OLS)等主要連續(xù)變量在1%水平上進行了Winsorize縮尾處理；對于age、leverage、ROA、ovsincmp、lnasset、TFP(OP)、TFP(LP)、TFP(OLS)等主要變量存在缺失值的觀察值予以剔除處理。此外，所有被解釋變量均采用滯后兩期值，以減少變量內生和遺漏問題的負面影響。

本文主要變量的描述性統(tǒng)計結果如表3所示。觀察值中，將近4.5%的上市企業(yè)位于產業(yè)集群之內，相對集群經濟對地方發(fā)展的貢獻來說，該比例略顯不高，原因可能在于我國產業(yè)集群企業(yè)以中小企業(yè)為主；樣本企業(yè)中發(fā)生并購行為110次，約占總樣本觀察值的3%。此外，核心企業(yè)位于產業(yè)集群內即集群核心企業(yè)有61家，占全樣本的6%；集群核心企業(yè)的全要素生產率均值比全樣本的要小，這初步表明集群核心企業(yè)并購可能給生產效率帶來負面影響。

表3 描述性統(tǒng)計

(二)實證結果分析

表4是集群企業(yè)并購行為影響全要素生產率(TFP)的基準回歸結果。在以LP和OLS法測算的TFP作被解釋變量的列(2)和列(3)中，產業(yè)集群與企業(yè)并購行為變量的交互項(mna×cluster)系數(shù)分別為0.0841和0.1581，且分別在1%和10%水平上顯著，由此可以看出，相對于產業(yè)集群外的企業(yè)，集群企業(yè)的并購行為對生產效率的提升具有正向調節(jié)作用，假說1成立。無疑，相對于集群外企業(yè)，產業(yè)集群的網絡特性使得集群內企業(yè)在實施并購行為中擁有信息優(yōu)勢，能通過降低并購的不確定性和成本，對并購后收購方的生產效率產生正面影響。盡管利用OP法測算TFP的列(1)結果并不在統(tǒng)計上顯著，但集群企業(yè)并購行為對全要素生產率的作用仍為正，進一步說明結論是穩(wěn)健的。

表4 企業(yè)的集群屬性對其并購行為的生產率提升作用的影響

本文研究主題是集群內企業(yè)并購對生產效率的影響作用，而企業(yè)的集群核心地位也會對并購行為產生影響，進而可能對生產效率帶來不同的作用效果，因此本文在基準模型中加入了核心企業(yè)與企業(yè)并購行為、產業(yè)集群的交互項(corefirm×mna×cluster)。表5的檢驗結果顯示，在利用OP、LP和OLS法測算TFP的回歸結果中，上述交互項的系數(shù)分別為-0.4948、-0.1847和-0.2843，且分別在1%、10%和5%的水平上顯著，一定程度上說明結果是穩(wěn)健的。意味著，集群企業(yè)的核心地位對其并購行為的生產率提升作用具有負向調節(jié)效應，假說2成立。根據(jù)前文理論分析可知，這可能是由于集群企業(yè)具有核心地位，管理者過度自信而降低了搜集信息的意愿，進而使得所實施的企業(yè)擴張戰(zhàn)略存在非理性因素。其后果是可能加大企業(yè)陷入財務困境的可能性(姜付秀等，2009)[54]，甚至帶來連續(xù)并購績效逐次下降(吳超鵬等，2008)[55]。

表5 集群企業(yè)的核心地位對其并購行為的生產率提升作用的影響

(續(xù)上表)

(三)異質性分析

為了探討上述平均效應在不同企業(yè)群體中可能存在的差異性，本文進一步根據(jù)企業(yè)產權性質和行業(yè)性質進行異質性分析。

1.企業(yè)產權性質的影響

對于國有企業(yè)來說，由于內部存在大量的資源誤配現(xiàn)象，其經濟效率相對偏低，這是工業(yè)企業(yè)長期效率低下和經濟增長相對滯后的重要原因(劉瑞明，2013)[56]。衛(wèi)婧婧(2017)[57]在研究國有企業(yè)并購對全要素生產率的影響中表明，國有企業(yè)并購可以提升自身全要素生產率，并且可以作為提升國有企業(yè)競爭力的一個重要手段。而楊德彬(2016)[58]運用中國工業(yè)企業(yè)的跨國并購行為數(shù)據(jù)，實證檢驗了跨國并購對于國有企業(yè)和非國有企業(yè)的作用，結果表明跨國并購顯著提高了非國有企業(yè)的生產率，而對國有企業(yè)卻沒有明顯效果。那么，產權性質究竟是否會對集群企業(yè)并購行為提升生產效率產生影響？國有與民營企業(yè)的集群性質與核心地位對其并購行為的生產率提升作用又是否存在異化現(xiàn)象？

為此，本文分組檢驗了國有與民營集群企業(yè)并購行為所引起的生產效率變化，并對兩者進行了比較。如表6列(1)-列(3)所示，集群企業(yè)并購行為變量(mna×cluster)在列(1)、 列(2)回歸結果中，系數(shù)至少在10%水平上顯著為負，一定程度上可以認為國有集群企業(yè)的并購行為對企業(yè)生產效率具有負向調節(jié)作用。與此相反，民營集群企業(yè)樣本回歸結果列(4)-列(6)顯示，集群企業(yè)并購行為變量的回歸系數(shù)至少在5%水平上顯著為正。這意味著，產業(yè)集群網絡帶來的信息優(yōu)勢對不同所有制企業(yè)而言具有明顯差別。其背后的原因可能在于，國有企業(yè)或因背負政策性負擔或迫于政治任務而在并購行為方面偏離效率導向的目標，甚至出現(xiàn)“拉郎配”的并購行為，從而使得國有集群企業(yè)并購行為對企業(yè)生產效率帶來負面影響。

表6 集群企業(yè)產權性質對其并購行為的生產率提升作用的影響

(續(xù)上表)

2.企業(yè)行業(yè)性質的影響

集群企業(yè)所處行業(yè)的不同也可能對并購行為的生產效率提升效果產生影響，為此，按技術密集型和非技術密集型行業(yè)分樣本進行檢驗，具體結果匯報于表7?？梢姡?1)-列(3)中集群企業(yè)并購行為變量(mna×cluster)的系數(shù)分別為0.1984、0.2633、0.1439，且均在1%的水平上顯著，而在技術密集型行業(yè)樣本中，集群企業(yè)并購行為變量回歸系數(shù)都為負，且僅列(5)在10%水平上顯著。這說明了相較于技術密集型行業(yè)，非技術密集型行業(yè)的集群企業(yè)并購行為能顯著促進生產效率的提高。產業(yè)集群網絡帶來的信息優(yōu)勢僅在非技術密集型行業(yè)起積極作用的原因可能在于，當前我國產業(yè)集群較多停留在低增值階段的產業(yè)鏈環(huán)節(jié)，相關并購行為信息主要集中于這一類產業(yè)，而技術密集型行業(yè)的相關信息資源仍然不夠豐富。從經濟增長的動力看，這也說明了我國仍然處于主要依賴勞動密集和資本密集等非技術密集型行業(yè)的規(guī)模增長階段，由于此類行業(yè)企業(yè)的并購行為能獲得更大的規(guī)模經濟，進而帶來生產效率的提升；與之相反，在技術密集型行業(yè)中，集群企業(yè)并購行為對生產效率卻具有一定負面影響，這或許是因為這類企業(yè)開展的都是技術導向的并購行為。由于技術集成吸收等效果不佳，加上并購對企業(yè)運營資金帶來的壓力，最終使得此類并購行為對企業(yè)生產效率存在不良影響。

表7 行業(yè)因素對集群企業(yè)并購行為的生產率提升作用的影響

(四)穩(wěn)健性檢驗

為了檢驗前文結果的穩(wěn)健性，本文從以下幾個方面進一步做分析(3)考慮到文章篇幅，部分穩(wěn)健性檢驗結果未列出，作者備索。：(1)改變全要素生產率的測算方法。由于國內外文獻中對全要素生產率的測量方法不盡相同，為了保證結論不會因特定計算方法的不同而發(fā)生改變，本文還運用LP與OLS方法計算企業(yè)的全要素生產率(TFP)，與OP方法得出的結論進行對比，如前文所述，相關結論基本一致。(2)重新定義產業(yè)集群虛擬變量?？紤]到集群界限的時間波動性，在前文識別方法的基礎上，以各地區(qū)當年的三位數(shù)行業(yè)集群界限作為總體的集群界限來定義集群虛擬變量，對集群企業(yè)并購行為影響全要素生產率的效果重新進行實證分析，結果基本不變。(3)重新定義核心企業(yè)虛擬變量。如果某企業(yè)在某地區(qū)某年度某行業(yè)的市場份額超過50%且該行業(yè)存在集群，則將之視為集群核心企業(yè)，并用其作為替代前文分析的對應變量，結果基本不變。(4)在并購事件滯后影響的期限方面，前文分析主要選用企業(yè)生產效率滯后兩期值，這是因為企業(yè)的并購整合有個漸進的過程，企業(yè)并購行為可能在事后較短時間內無法對其生產效率產生實質性的影響，而在并購發(fā)生較長時間后這種影響又會逐漸減弱甚至消失。為此，對企業(yè)生產率作滯后三期與四期處理進行分析，以檢驗上述處理方法的合理性。相關回歸結果顯示，企業(yè)的集群屬性對其并購行為的生產率提升作用的影響在并購發(fā)生三年后已經不再顯著，而集群企業(yè)的核心地位對其并購行為的生產率提升作用的負面影響在并購發(fā)生的第三年依然存在，但受樣本規(guī)模限制，到第四年以后這一作用已無法識別。上述結果一定程度上說明了基于企業(yè)生產效率滯后兩期值的分析結果具有較強信服度。

六 結論與啟示

在當前我國制造業(yè)“腹背受敵”的雙向承壓背景下，如何推動制造業(yè)集群質量升級，進而培育若干世界級先進制造業(yè)集群，對于促進我國產業(yè)邁向全球價值鏈中高端具有重要的意義。本文基于2000-2013年中國上市公司數(shù)據(jù)和中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)，通過識別集群(核心)企業(yè)及其并購行為，在產業(yè)集群框架下詳細考察了中國制造業(yè)企業(yè)并購行為對全要素生產率的作用效果。主要結論有如下幾點：(1)企業(yè)并購行為對自身生產效率的影響在集群企業(yè)和非集群企業(yè)之間存在差異，且企業(yè)的集群屬性對此具有正向的調節(jié)效應；(2)企業(yè)并購行為對自身生產效率的影響在集群核心企業(yè)和非集群核心企業(yè)之間存在差異，且集群企業(yè)的核心地位具有負向的調節(jié)效應；(3)民營集群核心企業(yè)并購行為對生產效率具有正向的調節(jié)效應；相對于技術密集型行業(yè)，非技術密集型行業(yè)的集群企業(yè)并購行為更能提升自身生產效率。

由結論得到以下啟示：集群內外的企業(yè)并購行為對于生產效率的作用效果不同，集群企業(yè)并購行為對于提升生產效率的作用更顯著，但集群企業(yè)的核心地位卻效果相反。因此，培育世界級先進制造業(yè)集群當務之急，是在積極推動集群企業(yè)并購行為的同時，引導與鼓勵集群核心企業(yè)管理層采取理性的擴張決策，進而帶動整個集群轉型升級。同時，對于不同產權性質和行業(yè)特征的企業(yè)，應優(yōu)先支持民營集群企業(yè)進行并購擴張，積極引導技術密集型集群企業(yè)合理開展并購活動，并為其并購整合提供政策支持，以推動我國高增值環(huán)節(jié)集群生產效率的提升。