海外并購、金融發(fā)展與高技術(shù)制造業(yè)技術(shù)創(chuàng)新關(guān)系研究

■尹亞紅 劉佳舟

以高技術(shù)制造業(yè)技術(shù)創(chuàng)新為研究對象，運用2008—2016年中國內(nèi)地省級面板數(shù)據(jù)就海外并購、金融發(fā)展與高技術(shù)制造業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的關(guān)系進行實證檢驗。研究結(jié)果表明，海外并購與金融發(fā)展顯著地促進了高技術(shù)制造業(yè)技術(shù)創(chuàng)新，金融發(fā)展對海外并購與高技術(shù)制造業(yè)技術(shù)創(chuàng)新具有明顯的正向調(diào)節(jié)作用，金融發(fā)展強化了海外并購對高技術(shù)制造業(yè)技術(shù)創(chuàng)新能力的提升。因此，應(yīng)優(yōu)化海外并購結(jié)構(gòu)，鼓勵與扶持技術(shù)尋求型企業(yè)海外并購，拓展融資思路與創(chuàng)新融資方式，增強金融服務(wù)科技創(chuàng)新功能，更好地利用國內(nèi)外資源提升我國高技術(shù)制造業(yè)技術(shù)創(chuàng)新能力。

一、引言

根據(jù)2018年中國對外直接投資公報顯示，2018年中國企業(yè)海外并購較2017年下降37.9%，但對外投資并購依舊活躍，共完成并購433起，涉及63個國家（地區(qū)），實際交易總額742.3億美元，并購領(lǐng)域主要集中于制造業(yè)、采礦業(yè)、電力（熱力、燃氣）及水的生產(chǎn)和供應(yīng)業(yè)等18個行業(yè)大類。從并購規(guī)?？矗圃鞓I(yè)實際交易金額329.1億美元，自2015年首次超越采礦業(yè)以來，一直位居行業(yè)首位，共涉及162個項目，其中高端制造業(yè)已成為中國企業(yè)海外投資并購的熱點。

制造業(yè)是國民經(jīng)濟的主體。自改革開放以來，中國制造業(yè)持續(xù)快速發(fā)展，制造業(yè)規(guī)模躍居世界第一。2018年制造業(yè)總產(chǎn)值264820億元，比2017年增長6.1%（其中高技術(shù)制造業(yè)增長11.7%），分別占工業(yè)總產(chǎn)值與國內(nèi)生產(chǎn)總值的86.8%和29.4%，已成為中國經(jīng)濟社會發(fā)展的重要支柱。①然而，與世界先進國家相比，中國制造業(yè)大而不強。2020年初的新冠肺炎疫情，使我們更加意識到發(fā)展智能制造的重要性與迫切性。那么，如何從制造業(yè)大國轉(zhuǎn)變?yōu)橹圃鞓I(yè)強國？從“中國制造”轉(zhuǎn)變?yōu)椤爸袊窃臁?？實施?chuàng)新驅(qū)動，提升產(chǎn)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新能力則是中國制造業(yè)由大變強的不二選擇。

隨著中國海外并購規(guī)模的不斷擴大，海外并購對中國制造業(yè)尤其是高技術(shù)制造業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新有何影響？金融發(fā)展如何助力海外并購進而提升高技術(shù)制造業(yè)技術(shù)創(chuàng)新能力？基于此，筆者運用省級面板數(shù)據(jù)實證考察海外并購與金融發(fā)展對中國高技術(shù)制造業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的影響，因此，在中國企業(yè)大規(guī)模開展海外并購以及《中國制造2025》戰(zhàn)略目標如何順利實現(xiàn)的背景下，就該問題的研究具有一定的現(xiàn)實意義。

二、相關(guān)文獻回顧

從目前的研究現(xiàn)狀看，學(xué)術(shù)界對海外并購、金融發(fā)展與高技術(shù)制造業(yè)技術(shù)創(chuàng)新三者關(guān)系的研究相對較少，現(xiàn)有文獻主要聚焦于以下相關(guān)方面的研究。

（一）海外并購促進技術(shù)創(chuàng)新的研究

海外并購是企業(yè)獲取外部資源的重要方式，通過海外并購可以獲取國外先進技術(shù)，提高企業(yè)競爭力，不少學(xué)者對此做了大量的理論與實證研究。如：Kogut and Chang、Branstetter認為，通過海外并購，收購方企業(yè)借助東道國的研發(fā)資源，可以幫助企業(yè)獲得被收購公司的先進技術(shù)、管理與競爭策略，進而提升母國企業(yè)生產(chǎn)率。［1］［2］Cohen and Levinthal認為，并購可以促進企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新，并購企業(yè)通過吸取外部知識來擴大自身知識基礎(chǔ)規(guī)模從而提升企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新能力。［3］Roberts就日本、美國和西歐研發(fā)能力較強的企業(yè)進行調(diào)查研究，發(fā)現(xiàn)這些公司將獲取外部技術(shù)資源作為企業(yè)提高技術(shù)創(chuàng)新的重要方式，而作為獲取外部資源重要方式的跨國并購則成為企業(yè)進行技術(shù)創(chuàng)新的重要途徑。［4］Stiebale運用德國企業(yè)的跨國并購數(shù)據(jù)實證分析后發(fā)現(xiàn)，跨國并購提高了國內(nèi)研發(fā)支出，尤其對高技術(shù)產(chǎn)業(yè)的創(chuàng)新有顯著影響。［5］Po-Hsuan Hsu運用1990—2010年57個收購國85549個樣本實證分析了創(chuàng)新與跨國并購之間的關(guān)系，結(jié)果表明低創(chuàng)新國家的收購者更有可能在相對較高的創(chuàng)新國家進行跨境并購，創(chuàng)新的獲取是跨國收購的重要驅(qū)動因素。［6］Feiqiong Chen通過建立全球博弈模型分析新興經(jīng)濟體企業(yè)跨境并購對技術(shù)創(chuàng)新的影響，認為收購方和目標公司不同的資源相似性和資源互補性對并購后戰(zhàn)略和技術(shù)創(chuàng)新有著顯著的正向影響。［7］Cong Cheng and Monica Yang考察了影響186家中國企業(yè)對發(fā)達國家跨境并購績效的決定因素，實證分析后認為海外并購有助于收購公司技術(shù)創(chuàng)新能力的提高，文化距離越小越有利于技術(shù)創(chuàng)新能力的提升。［8］Mahdiyeh Entezarkheir and Saeed Moshiri運用美國上市制造公司的面板數(shù)據(jù)驗證了并購與技術(shù)創(chuàng)新之間呈顯著正相關(guān)，海外并購對技術(shù)創(chuàng)新的影響具有行業(yè)異質(zhì)性，市場份額大的企業(yè)其海外并購對技術(shù)創(chuàng)新的促進作用更大。［9］

對于海外并購與技術(shù)創(chuàng)新的關(guān)系，國內(nèi)學(xué)者亦從理論與實證角度進行了大量研究。如：冼國明和楊銳認為，發(fā)展中國家的企業(yè)實施海外并購主要是為了學(xué)習(xí)先進國家的技術(shù)和經(jīng)驗。［10］柳卸林和徐晨主張跨國并購是發(fā)展中國家提高企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新能力的有效途徑，不少中國企業(yè)亦在嘗試利用跨國并購以獲得技術(shù)來源、提高技術(shù)能力，并運用大連機床集團三次海外并購對此進行驗證，結(jié)果證實大連機床集團通過并購后的有效整合促進了企業(yè)整體技術(shù)能力的提升。［11］吳先明和蘇志文認為，中國企業(yè)通過進入海外市場不但要考慮“經(jīng)濟效益最大化”，還要考慮戰(zhàn)略資源的獲取以及學(xué)習(xí)先進技術(shù)與管理經(jīng)驗，實現(xiàn)技術(shù)追趕進而提升企業(yè)競爭力。［12］李飛和陳巖運用中國上市公司技術(shù)型海外并購數(shù)據(jù)，就海外并購的資源互補性對并購企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的作用機制與結(jié)果及海外子公司自主權(quán)的調(diào)節(jié)機制進行實證檢驗，結(jié)果表明海外并購中資源互補性正向影響并購企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新，海外子公司自主權(quán)對資源互補性與并購企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新存在正向調(diào)節(jié)作用。［13］劉建勇和江秋麗運用滬深A(yù)股上市公司海外并購數(shù)據(jù)進行實證檢驗后認為，海外并購有助于提高企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新能力，海外并購與技術(shù)創(chuàng)新效率之間呈顯著正相關(guān)關(guān)系，技術(shù)創(chuàng)新在海外并購緩解企業(yè)產(chǎn)能過剩的過程中具有顯著的中介效應(yīng)。［14］吳先明和張雨選取中國企業(yè)海外并購數(shù)據(jù)，就海外并購與產(chǎn)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新績效及制度距離對其調(diào)節(jié)作用進行實證檢驗，結(jié)果顯示中國企業(yè)海外并購顯著提升了產(chǎn)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新績效，國家間的制度距離對海外并購影響產(chǎn)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新績效具有正向調(diào)節(jié)作用。［15］

（二）金融發(fā)展與技術(shù)創(chuàng)新的研究

關(guān)于金融發(fā)展與技術(shù)創(chuàng)新方面的研究，不少學(xué)者從理論與實證的角度對此進行了詳細探討。如：Schumpeter認為，銀行業(yè)所提供的金融服務(wù)是企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的動力，因而，完善金融功能有助于創(chuàng)新項目。［16］Levine通過研究發(fā)現(xiàn)，金融體系通過處理投資信息、提高資金配置效率與分散投資風(fēng)險，促進技術(shù)創(chuàng)新。［17］Aghion認為，金融發(fā)展直接影響技術(shù)創(chuàng)新和企業(yè)生產(chǎn)率，技術(shù)趕超是由金融發(fā)展的閾值決定的，技術(shù)創(chuàng)新和企業(yè)生產(chǎn)率離不開成熟的金融體系。［18］Sharma發(fā)現(xiàn)，在金融發(fā)展水平較高的國家，金融發(fā)展提高了小公司的技術(shù)創(chuàng)新概率。［19］Pilhyun Kim and Kyoobok Lee利用發(fā)展中國家的專利申請數(shù)據(jù)作為技術(shù)創(chuàng)新的代理變量，研究金融發(fā)展與技術(shù)創(chuàng)新效率的關(guān)系，結(jié)果表明金融發(fā)展是影響技術(shù)創(chuàng)新速度的一個重要決定因素。［20］Era Dabla-Norris運用欠發(fā)達國家企業(yè)層級數(shù)據(jù)對企業(yè)生產(chǎn)率、技術(shù)創(chuàng)新與金融發(fā)展進行實證分析，發(fā)現(xiàn)技術(shù)創(chuàng)新可直接提高企業(yè)生產(chǎn)率，但金融發(fā)展影響技術(shù)創(chuàng)新與企業(yè)生產(chǎn)率的證據(jù)卻很弱。［21］

國內(nèi)學(xué)者亦從理論與實證的角度對金融發(fā)展與技術(shù)創(chuàng)新的關(guān)系進行了論證。王廣謙認為金融發(fā)展通過助推技術(shù)進步進而推動經(jīng)濟增長。［22］孫伍琴則從金融功能出發(fā)，分析了不同金融體系對技術(shù)創(chuàng)新的影響，認為銀行主導(dǎo)的金融體系不適合為高風(fēng)險、高收益的高科技產(chǎn)業(yè)融資，而市場主導(dǎo)型金融體系的投資者可以運用資產(chǎn)組合分散風(fēng)險，通過資本市場使其支持技術(shù)創(chuàng)新。［23］馬麗儀、楊宜通過定性分析，認為科技金融網(wǎng)絡(luò)的發(fā)展有助于相鄰地區(qū)高技術(shù)企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新。［24］曹霞和張路蓬利用空間面板杜賓模型論證了金融發(fā)展對技術(shù)創(chuàng)新的影響，發(fā)現(xiàn)我國省際技術(shù)創(chuàng)新存在空間效應(yīng)，金融發(fā)展對區(qū)域內(nèi)技術(shù)創(chuàng)新有直接影響，其中金融發(fā)展規(guī)模與效率具有區(qū)域間正溢出效應(yīng)，而金融結(jié)構(gòu)對于技術(shù)創(chuàng)新的影響不顯著。［25］權(quán)飛過和王曉芳結(jié)合我國供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革的不同背景分析了金融創(chuàng)新的不同模式對技術(shù)創(chuàng)新的影響，研究發(fā)現(xiàn)降低監(jiān)督成本的金融創(chuàng)新有利于企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新能力的提高，而追求投資收益的金融創(chuàng)新對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新沒有推動作用。［26］馬微和惠寧基于創(chuàng)新模式差異視角，實證考察了金融結(jié)構(gòu)與制造業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的關(guān)系，研究表明銀行體系有助于引進模仿創(chuàng)新，在良好市場環(huán)境下，金融市場導(dǎo)向越強則越有利于自主創(chuàng)新。［27］

從上述文獻可知，國內(nèi)外學(xué)者對海外并購、金融發(fā)展與技術(shù)創(chuàng)新方面的研究頗多，不過這些研究主要集中于兩個方面：一是僅僅關(guān)注海外并購對技術(shù)創(chuàng)新的影響而忽視了金融發(fā)展的作用；二是僅探究金融發(fā)展對技術(shù)創(chuàng)新的影響，鮮有涉及海外并購與金融發(fā)展對中國高技術(shù)制造業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的影響，以及金融發(fā)展如何助力海外并購進而促進中國高技術(shù)制造業(yè)技術(shù)創(chuàng)新。基于此，筆者在詳細探究中國大中型制造業(yè)與高技術(shù)制造業(yè)技術(shù)創(chuàng)新特征事實的基礎(chǔ)上，運用省級面板數(shù)據(jù)進一步實證考察海外并購、金融發(fā)展對中國高技術(shù)制造業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的影響，以期為中國企業(yè)大規(guī)模實施海外并購與《中國制造2025》戰(zhàn)略目標的順利實現(xiàn)提供一定的參考建議。

三、中國大中型制造業(yè)與高技術(shù)制造業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的特征事實

一是大中型制造業(yè)與大中型高技術(shù)制造業(yè)研發(fā)經(jīng)費內(nèi)部支出與強度不斷增長，但研發(fā)經(jīng)費內(nèi)部支出強度整體水平較低。

圖1 大中型制造業(yè)與大中型高技術(shù)制造業(yè)研發(fā)經(jīng)費內(nèi)部支出及其強度

從圖1可知，2012—2016年，中國大中型制造業(yè)的研發(fā)經(jīng)費內(nèi)部支出不斷增長，2016年大中型制造業(yè)研發(fā)經(jīng)費內(nèi)部支出為7973.13億元，與2012年相比，增長了約40.7%，年均增幅約為10.2%。2016年大中型高技術(shù)制造業(yè)研發(fā)經(jīng)費內(nèi)部支出為2437.61億元，與2012年相比，增長了大約63.4%，年均增幅15.86%。對于研發(fā)經(jīng)費內(nèi)部支出強度，大中型制造業(yè)研發(fā)經(jīng)費支出強度從2012年的0.57%增至2016年的0.88%，增幅達到54.39%；大中型高技術(shù)制造業(yè)研發(fā)經(jīng)費內(nèi)部支出強度從2012年的1.79%增至2016年的1.98%，增幅約為10.61%。

雖然大中型制造業(yè)與大中型高技術(shù)制造業(yè)研發(fā)經(jīng)費內(nèi)部支出的總額及強度增長較快，但研發(fā)經(jīng)費內(nèi)部支出強度整體水平較低。一方面，按照《中國制造2025》戰(zhàn)略目標制訂的創(chuàng)新能力指標要求：規(guī)模以上制造業(yè)研發(fā)經(jīng)費內(nèi)部支出占主營業(yè)務(wù)收入比重2015年為0.95%、2020年為1.26%，然而大中型制造業(yè)研發(fā)經(jīng)費內(nèi)部支出強度2015年只有0.76%，2016年也只有0.88%，沒有達到《中國制造2025》戰(zhàn)略預(yù)定的目標。另一方面，大中型高技術(shù)制造業(yè)研發(fā)經(jīng)費內(nèi)部支出強度亦沒有實現(xiàn)國家規(guī)劃設(shè)定的目標。根據(jù)《工業(yè)轉(zhuǎn)型升級規(guī)劃（2011—2015年）》規(guī)定“大中型工業(yè)企業(yè)中重點骨干企業(yè)研發(fā)經(jīng)費內(nèi)部支出強度達到3%以上”，《產(chǎn)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新能力發(fā)展規(guī)劃（2016—2020年）》要求“大中型工業(yè)企業(yè)中領(lǐng)軍企業(yè)研發(fā)經(jīng)費內(nèi)部支出強度超過3%”。然而，作為骨干或領(lǐng)軍企業(yè)的大中型高技術(shù)制造業(yè)在2015年的研發(fā)強度只有1.978%，2016年為1.984%，均未達到3%。因而，較低的研發(fā)經(jīng)費內(nèi)部支出強度勢必會影響制造業(yè)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新能力的提升。

二是大中型制造業(yè)與大中型高技術(shù)制造業(yè)自主創(chuàng)新人力的投入規(guī)模與強度呈現(xiàn)先升后降之勢，較之大中型制造業(yè)，大中型高技術(shù)制造業(yè)自主創(chuàng)新人力的投入規(guī)模降低幅度較小。

圖2 大中型制造業(yè)與大中型高技術(shù)制造業(yè)自主創(chuàng)新人力投入規(guī)模與強度

從圖2可知，2011—2016年，大中型制造業(yè)與高技術(shù)制造業(yè)自主創(chuàng)新人力的投入規(guī)模與強度均呈現(xiàn)先升后降的趨勢。大中型制造業(yè)研發(fā)全時當量從2011年的1478986人年增長至2014年的1927137.4人年后，隨即緩慢下降至2016年的1867312人年，降幅為3.1%；大中型高技術(shù)制造業(yè)從2011年的426718人年增長至2015年的590015.9人年后，隨即降至2016年的580247.8人年，降幅為1.66%。每萬人研發(fā)人員全時當量亦呈現(xiàn)緩慢下降之勢，整體而言較為穩(wěn)定。然而，作為經(jīng)濟穩(wěn)增長重要依托的大中型高技術(shù)制造業(yè)，其自主創(chuàng)新人力的投入規(guī)模與強度則比較低，年均僅為大中型制造業(yè)的30.28%。因而，不足的自主創(chuàng)新人力投入規(guī)模與強度勢必會直接影響大中型高技術(shù)制造業(yè)自主創(chuàng)新能力的增強。

三是大中型制造業(yè)與大中型高技術(shù)制造業(yè)技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出逐年遞增，創(chuàng)新成果市場價值與競爭力不斷增強。

圖3 大中型制造業(yè)與大中型高技術(shù)制造業(yè)有效發(fā)明專利數(shù)等情況

有效發(fā)明專利是衡量企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出的重要指標之一，它直接體現(xiàn)了研發(fā)成果的市場價值和競爭力。從圖3可知，近年來，大中型制造業(yè)有效發(fā)明專利數(shù)呈現(xiàn)快速增長之勢，從2011年的143397件快速增長至2016年的510834件，增幅達到256.24%，年均增幅51.25%；大中型高技術(shù)制造業(yè)表現(xiàn)同樣強勁，其有效發(fā)明專利數(shù)從2011年67428件增長至2016年257234件，增長了282.50%，年均增幅56.3%。大中型制造業(yè)與大中型高技術(shù)制造業(yè)每億元主營業(yè)務(wù)收入有效發(fā)明專利數(shù)分別從2011年的0.31件與0.94件增長到2016年的0.79件與2.09件。按照《中國制造2025》戰(zhàn)略目標的要求：規(guī)模以上制造業(yè)每億元主營業(yè)務(wù)收入有效發(fā)明專利2015年為0.44件、2020年為0.70件，大中型制造業(yè)與大中型高技術(shù)制造業(yè)已經(jīng)提前實現(xiàn)了所設(shè)定的創(chuàng)新能力指標，這亦反映出中國制造業(yè)創(chuàng)新成果市場價值與競爭力不斷增強。

四是大中型制造業(yè)與大中型高技術(shù)制造業(yè)技術(shù)創(chuàng)新成效逐年提高，但增長較為緩慢，成果轉(zhuǎn)化能力較為有限。

圖4 2011—2016年大中型制造業(yè)與大中型高技術(shù)制造業(yè)技術(shù)創(chuàng)新成效

從圖4可知，2011—2016年，中國大中型制造業(yè)新產(chǎn)品銷售收入大幅增長，從2011年的87681.32億元增長至2016年的146257.89億元，增長了66.8%，年均增幅13.4%。大中型高技術(shù)制造業(yè)新產(chǎn)品銷售收入亦呈現(xiàn)逐年遞增之勢，2016年為43559.24億元，是2011年的2.14倍，年均增幅22.74%。雖然大中型制造業(yè)與大中型高技術(shù)制造業(yè)新產(chǎn)品銷售收入在總量上增長迅猛，但成果轉(zhuǎn)化能力以及產(chǎn)業(yè)貢獻率較低。其新產(chǎn)品產(chǎn)值率即新產(chǎn)品銷售收入占主營業(yè)務(wù)收入之比分別從2011年的18.78%與28.29%增至2016年的22.67%與35.46%，但年均增幅僅為3.86%與4.69%。由此可知，新產(chǎn)品產(chǎn)值率增長較為緩慢，這意味著中國制造業(yè)的產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)化能力較為有限，對生產(chǎn)力的推動作用有待提高。

四、變量選取與模型設(shè)置

為了檢驗海外并購、金融發(fā)展對高技術(shù)制造業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的影響，筆者選取2008—2016年中國內(nèi)地省級面板數(shù)據(jù)進行實證分析?？紤]數(shù)據(jù)搜集的可得性，筆者選擇各省歷年大中型高技術(shù)制造業(yè)有效發(fā)明專利數(shù)作為被解釋變量，代表高技術(shù)制造業(yè)技術(shù)創(chuàng)新指標，海外并購與金融發(fā)展作為核心自變量，控制變量選擇研發(fā)投入強度、人力資本、外商直接投資（FDI）等，在變量選取上主要基于如下考慮。

高技術(shù)制造業(yè)技術(shù)創(chuàng)新（MTI）。有效發(fā)明專利直接體現(xiàn)了研發(fā)成果的市場價值和競爭力，鑒于數(shù)據(jù)的可得性及與技術(shù)創(chuàng)新之間的密切關(guān)系，筆者選用各省歷年大中型高技術(shù)制造業(yè)有效發(fā)明專利數(shù)作為高技術(shù)制造業(yè)技術(shù)創(chuàng)新（MTI）的度量指標。

海外并購（OMA）。海外并購是開放經(jīng)濟下中國利用外部資源推動國內(nèi)產(chǎn)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的重要途徑之一。因而，筆者認為海外并購有利于高技術(shù)制造業(yè)技術(shù)創(chuàng)新，所以預(yù)期符號為正。由于各省歷年海外并購數(shù)據(jù)無法直接獲得，筆者采取尹亞紅間接套算的方法，算出各省歷年海外并購存量作為海外并購的度量指標。［28］

金融發(fā)展（FD）。金融發(fā)展是金融業(yè)支持產(chǎn)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的重要支撐力，因而，預(yù)期符號為正?；谫Y本市場數(shù)據(jù)收集的局限性，筆者選擇各省金融機構(gòu)人民幣貸款余額占其GDP的比重作為金融發(fā)展的度量指標。

研發(fā)投入強度（RDI）。研發(fā)投入強度是反映科技投入水平的核心指標，直接影響技術(shù)創(chuàng)新的財力投入，因而，預(yù)期符號為正。囿于數(shù)據(jù)來源，筆者選擇各省大中型高技術(shù)制造業(yè)研發(fā)經(jīng)費內(nèi)部支出占其GDP的比重作為各省研發(fā)強度的衡量指標。

人力資本（HM）。人才是制造業(yè)競爭力最重要的驅(qū)動因素，高素質(zhì)的人才有利于加速創(chuàng)新和高技術(shù)制造業(yè)戰(zhàn)略轉(zhuǎn)型，是產(chǎn)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的重要支撐，就此，預(yù)期符號為正。筆者選取各省歷年在校大學(xué)生人數(shù)作為人力資本的度量指標，以驗證高素質(zhì)人才對產(chǎn)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的驅(qū)動作用。

外商直接投資（FDI）。FDI是發(fā)展中國家獲得外部技術(shù)資源的重要渠道，通過FDI技術(shù)外溢效應(yīng)提升中國高技術(shù)制造業(yè)技術(shù)創(chuàng)新能力，因而，預(yù)期符號為正。筆者選用各省歷年實際利用FDI作為FDI的衡量指標。

海外并購與金融發(fā)展的交互效應(yīng)（OMA×FD）。該指標主要檢驗金融發(fā)展的調(diào)節(jié)效應(yīng)，因為海外并購離不開金融與資本的運作，充足的資金支持是企業(yè)海外成功并購的重要支撐，企業(yè)成功并購整合后才能提升并購企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新能力，因而，金融發(fā)展通過多元化融資助推海外并購進而提升高技術(shù)制造業(yè)技術(shù)創(chuàng)新，就此，預(yù)期符號為正。

綜上所述，模型設(shè)定為：

其中，β1，β2，…β6為未知系數(shù)；lnMTIit為i省在t時期的高技術(shù)制造業(yè)技術(shù)創(chuàng)新；lnOMAit為i省在t時期的海外并購存量；FDit為i省在t時期的金融發(fā)展；RDIit為i省在t時期的研發(fā)投入強度；lnHMit為i省在t時期的人力資本；lnFDIit為i省在t時期的FDI存量；uit為誤差項。為了降低異方差，除了金融發(fā)展與研發(fā)投入強度，其他各個變量均取自然對數(shù)。

以中國內(nèi)地30個?。ㄊ?、自治區(qū)）2008—2016年數(shù)據(jù)為研究樣本（鑒于西藏自治區(qū)數(shù)據(jù)的部分缺失，因而剔除）。變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果見表1。圖5是海外并購、金融發(fā)展與高技術(shù)制造業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的散點圖。從圖5可知，海外并購、金融發(fā)展與高技術(shù)制造業(yè)技術(shù)創(chuàng)新之間存在正相關(guān)關(guān)系。

表1 變量的描述性統(tǒng)計

圖5 海外并購、金融發(fā)展與高技術(shù)制造業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的散點圖

五、實證檢驗分析

（一）變量間的相關(guān)性檢驗

表2 相關(guān)系數(shù)矩陣

表3 方差膨脹因子檢驗

從表2可知，各變量之間的相關(guān)系數(shù)最高為0.5892，據(jù)此可以判斷各變量之間相關(guān)性較低，不存在嚴重的多重共線性。為了確保檢驗結(jié)果的穩(wěn)定性，進一步運用方差膨脹因子檢驗。從表3可知，方差膨脹因子（VIF）非常小，介于1.629534-3.495416，不超過10，因而可以斷定各變量之間不存在多重共線性，即相關(guān)性較低。

通過對2008—2016 年各省面板數(shù)據(jù)進行混合回歸后，得到F 統(tǒng)計量為3.2861，P 值為0.001382小于0.01，因此拒絕原假設(shè)，即拒絕選擇混合回歸模型，而應(yīng)該選擇個體固定效應(yīng)模型或隨機效應(yīng)模型。通過對2008—2016年各省面板數(shù)據(jù)進行Hausman檢驗，χ2為0.33411，P值為0.9993，因而接受原假設(shè)，即選擇隨機效應(yīng)模型。

（二）回歸分析

通過隨機效應(yīng)模型對2008—2016年各省面板數(shù)據(jù)進行回歸估計，得到回歸結(jié)果，具體見表4。

表4中（1）列只考察了核心變量對高技術(shù)制造業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的影響。從回歸結(jié)果看，海外并購顯著地影響我國高技術(shù)制造業(yè)技術(shù)創(chuàng)新，其估計系數(shù)為0.9429，在1%水平下顯著，意味著高技術(shù)制造企業(yè)通過海外并購可以較快地獲取技術(shù)、產(chǎn)品及海外市場，并購后借助戰(zhàn)略資源整合，提高企業(yè)競爭力，進而完善企業(yè)研發(fā)體系，促進企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新。同時，金融發(fā)展亦顯著地影響高技術(shù)制造業(yè)技術(shù)創(chuàng)新，其估計系數(shù)為0.2010，在5%的水平下顯著，說明隨著中國金融業(yè)改革的深化，金融業(yè)服務(wù)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新能力不斷增強。不過，由于可決系數(shù)R2只有0.5044，說明還有其他變量影響著高技術(shù)制造業(yè)技術(shù)創(chuàng)新，因而有可能高估了海外并購與金融發(fā)展對高技術(shù)制造業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的正向影響。表4中（2）（3）（4）列則是逐步加入控制變量后的回歸，從中可知，加入各控制變量后，海外并購與金融發(fā)展的估計系數(shù)均有所下降，尤其是海外并購的估計系數(shù)降至0.1334，然而可決系數(shù)大幅提高，說明確實高估了核心變量的作用。不過，鑒于核心變量估計系數(shù)在5%水平下顯著，因此海外并購與金融發(fā)展依然提升了高技術(shù)制造業(yè)技術(shù)創(chuàng)新能力。

表4 回歸結(jié)果

從表4（2）（3）（4）列可知，各控制變量對高技術(shù)制造業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的影響非常顯著。在所有變量中，人力資本的影響最大，說明人力資本是技術(shù)創(chuàng)新的重要支撐力。這點亦與2016年全球制造業(yè)競爭力指數(shù)的研究結(jié)論一致，即高素質(zhì)的人才是全球制造業(yè)競爭力最重要的驅(qū)動力［29］，因為高素質(zhì)的人才具備快速吸收消化的學(xué)習(xí)能力，進而將外部獲取的知識進行實際的商業(yè)轉(zhuǎn)換與應(yīng)用，實現(xiàn)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新能力的提升。

表4中（5）列是在所有變量的基礎(chǔ)上加入了海外并購與金融發(fā)展的交互項，此變量主要是考察金融發(fā)展對海外并購與高技術(shù)制造業(yè)技術(shù)創(chuàng)新是否有調(diào)節(jié)作用。從檢驗結(jié)果來看，交互項的估計系數(shù)為0.3659，在1%的水平下顯著；并且加入交互項后，海外并購的估計系數(shù)為0.4837，該系數(shù)高于沒有加入交互項的海外并購系數(shù)值0.1334，這說明金融發(fā)展對海外并購影響高技術(shù)制造業(yè)技術(shù)創(chuàng)新確實產(chǎn)生了較強的正向調(diào)節(jié)作用，因為國內(nèi)良好的金融發(fā)展體系能為我國高技術(shù)制造業(yè)海外并購提供多元化的融資渠道及降低企業(yè)融資成本，幫助跨國公司更好地吸收與消化其獲得的海外先進技術(shù)，進而更好地發(fā)揮海外并購的逆向技術(shù)溢出效應(yīng)。

（三）穩(wěn)健性檢驗

為了更好地衡量高技術(shù)制造業(yè)技術(shù)創(chuàng)新能力，筆者進一步選取各省大中型高技術(shù)制造業(yè)的新產(chǎn)品銷售收入作為代理變量進行穩(wěn)健性檢驗。具體檢驗結(jié)果見表5。

表5 穩(wěn)健性檢驗

表5中（6）列僅加入了核心自變量，其系數(shù)顯著為正，說明海外并購與金融發(fā)展對高技術(shù)制造業(yè)技術(shù)創(chuàng)新有促進作用；（7）（8）（9）列逐步加入控制變量后，海外并購估計系數(shù)亦是逐步變小，但仍然在5%水平下顯著；金融發(fā)展的估計系數(shù)在1%的水平下顯著；在控制變量方面，各自變量系數(shù)顯著且為正；（10）列是加入交互項的檢驗，其系數(shù)顯著性穩(wěn)健，這都與前文的實證檢驗結(jié)果一致。綜上所述，通過用新產(chǎn)品銷售收入作為技術(shù)創(chuàng)新的代理變量進行穩(wěn)健性檢驗，其檢驗結(jié)果與前文一致，說明前文所得到的檢驗結(jié)果是穩(wěn)健的。

六、結(jié)論與建議

筆者運用2008—2016年省級面板數(shù)據(jù)，考察了我國企業(yè)海外并購、金融發(fā)展對高技術(shù)制造業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的影響，以及金融發(fā)展對海外并購與高技術(shù)制造業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的調(diào)節(jié)作用，得出以下結(jié)論：（1）海外并購與金融發(fā)展顯著地提升了高技術(shù)制造業(yè)技術(shù)創(chuàng)新能力，金融發(fā)展就海外并購影響高技術(shù)制造業(yè)技術(shù)創(chuàng)新具有明顯的正向調(diào)節(jié)作用，金融發(fā)展強化了海外并購對高技術(shù)制造業(yè)技術(shù)創(chuàng)新能力的提升；（2）研發(fā)投入強度、人力資本與FDI等因素對中國高技術(shù)制造業(yè)技術(shù)創(chuàng)新亦產(chǎn)生了顯著的推動作用，其中，人力資本對高技術(shù)制造業(yè)技術(shù)創(chuàng)新能力提升的貢獻最大。

基于此，為更好地利用國內(nèi)外資源提升我國高技術(shù)制造業(yè)技術(shù)創(chuàng)新能力，早日把我國建設(shè)成為引領(lǐng)世界制造業(yè)發(fā)展的強國，筆者提出如下相關(guān)建議：

第一，繼續(xù)深化“走出去”戰(zhàn)略，優(yōu)化海外并購結(jié)構(gòu)。一方面，政府應(yīng)加強對海外并購的管理，尤其是對海外并購應(yīng)有較為明確的指引，合理引導(dǎo)制造企業(yè)更為合理地選擇其在海外投資的方向；另一方面，重點鼓勵與扶持技術(shù)尋求型企業(yè)的海外并購。通過海外并購充分利用國際資源和海外市場以提升我國高技術(shù)制造業(yè)研發(fā)水平與國際競爭力，進而促進國內(nèi)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新效率水平的提高。

第二，重視海外并購的同時，不能忽視研發(fā)投入強度、人力資本及FDI等因素對技術(shù)創(chuàng)新能力的提升作用。所以，應(yīng)增加研發(fā)經(jīng)費支出，提高研發(fā)投入強度；注重人才培養(yǎng)，加大人力資本投資，以提高人力資本質(zhì)量；優(yōu)化外商直接投資結(jié)構(gòu)，提高外商直接投資質(zhì)量，這樣不僅可以更好地提高高技術(shù)制造業(yè)自主研發(fā)水平，還可發(fā)揮外商直接投資技術(shù)溢出效應(yīng)對高技術(shù)制造企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的促進作用。

第三，進一步深化金融改革，拓展融資思路，創(chuàng)新融資方式，實現(xiàn)融資渠道多元化，增強金融支持力度。不管是技術(shù)創(chuàng)新還是海外并購，均離不開順暢的融資渠道與合適的融資方式。因此，一方面，應(yīng)進一步深化金融改革，拓展融資渠道，除了債務(wù)融資外，應(yīng)大力發(fā)展多元化股權(quán)融資，尤其是利用科創(chuàng)板增強資本市場服務(wù)于我國關(guān)鍵核心技術(shù)創(chuàng)新能力的水平，為高技術(shù)制造企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新拓展融資空間；對于海外并購，應(yīng)建立專門的并購基金，尤其應(yīng)吸引投資經(jīng)驗豐富的機構(gòu)投資者參與交易，它們無論是在并購交易設(shè)計、金融工具選擇、被并購企業(yè)估值還是并購后的整合方面均有獨特優(yōu)勢。另一方面，應(yīng)充分利用境外融資平臺開展海外并購。在國內(nèi)宏觀經(jīng)濟政策與流動性約束下，鼓勵高技術(shù)制造企業(yè)利用海外融資平臺進行融資，緩解國內(nèi)金融約束，從而拓寬融資渠道，提高海外并購效率。

注釋：

①數(shù)據(jù)來源：中華人民共和國國家統(tǒng)計局網(wǎng)站，相應(yīng)數(shù)據(jù)經(jīng)過整理。