并購能提高企業(yè)的創(chuàng)新和績效嗎
——來自我國醫(yī)藥行業(yè)的經(jīng)驗證據(jù)

（新疆財經(jīng)大學 金融學院，新疆 烏魯木齊 830012）

一、引言

醫(yī)藥企業(yè)的制藥水平為國民健康提供了重要保證。在2020年的新冠肺炎疫情中，我國醫(yī)藥企業(yè)承擔了供給藥品、提供醫(yī)療器械、研發(fā)試劑和疫苗的重任，各大藥企的生產(chǎn)能力和研發(fā)能力受到了極大考驗。我國醫(yī)藥行業(yè)有著行業(yè)集中度低、研發(fā)投入較少、產(chǎn)品以仿制藥為主導的特征。在“十二五”規(guī)劃中，政府致力于改善醫(yī)藥行業(yè)整體面貌，從源頭到下游全方位整合醫(yī)藥企業(yè)資源，減少流通環(huán)節(jié)，提高行業(yè)準入壁壘。

由于醫(yī)藥行業(yè)存在研發(fā)周期長、藥品研發(fā)結(jié)果不確定性高、前期投入高的特點，并購成為快速獲取技術(shù)資源的捷徑。從2011年開始，政府發(fā)布一系列文件，旨在提高醫(yī)藥行業(yè)集中度，鼓勵醫(yī)藥企業(yè)兼并重組，提高優(yōu)勢企業(yè)品種、技術(shù)、渠道資源的集中度。2013年發(fā)布的《關于加快推進重點行業(yè)企業(yè)兼并重組的指導意見》，從實質(zhì)上推進了醫(yī)藥行業(yè)的并購重組活動。自2012年開始，我國醫(yī)藥行業(yè)的并購數(shù)量及并購金額持續(xù)上升。2016年，我國醫(yī)藥行業(yè)并購數(shù)量超過400起，并購規(guī)模超過1800億，創(chuàng)下近幾年醫(yī)藥行業(yè)并購數(shù)量和規(guī)模之最，但并購活動是否有助于我國醫(yī)藥企業(yè)的發(fā)展？本文將從績效水平和研發(fā)水平兩個方面評價我國醫(yī)藥企業(yè)并購后的效果。

在衡量企業(yè)并購效果方面，我國早期的研究集中于評價企業(yè)并購后的業(yè)績水平變化。馮根福和吳林江（2001）、張翼和喬元波等（2015）采用因子分析法，建立財務指標體系，研究發(fā)現(xiàn)上市公司的并購績效有一個先升后降的過程，短期來看有一定并購收益[1][2]。陸桂賢（2012）采用EVA模型，發(fā)現(xiàn)并購活動并不會使企業(yè)短期的價值創(chuàng)造能力提高，在并購三年后，一半以上企業(yè)業(yè)績?nèi)匀幌禄瑑H有部分企業(yè)績效有所提高[3]。李善民和朱滔（2005）運用事件研究法（BHAR），采用證券市場上的指標探究長期市場績效，結(jié)果發(fā)現(xiàn)并購后1—3年內(nèi)，大多數(shù)收購方公司的股東遭到了利益侵蝕[4]。近些年隨著國家對科技越來越重視，很多學者開始關注以獲取技術(shù)資源為目的的并購結(jié)果。溫成玉和劉志新（2011）發(fā)現(xiàn)，高技術(shù)上市公司以獲取技術(shù)為目的的并購可以有效提高企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新水平，而不以獲取技術(shù)為目的的并購活動對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新水平?jīng)]有幫助[5]。仇云杰和魏煒（2016）采用傾向得分匹配法探究了研發(fā)投入對我國工業(yè)企業(yè)是否存在影響，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，進行研發(fā)投入的企業(yè)比不進行研發(fā)投入的企業(yè)全要素生產(chǎn)率及利潤率高出3%[6]。

國外學者多采用事件研究法。在對1991—2011年全球47個國家或地區(qū)發(fā)生的所有并購交易事件進行的抽樣調(diào)查中發(fā)現(xiàn)，被收購方三日累計的異常收益（CAR）平均為6.9%，收購方的累計異常收益（CAR）平均為1.4%。在2009年以后發(fā)生的并購活動中，為收購方股東創(chuàng)造了前所未有的價值，具有顯著的正向收益。Alexandridis G和Antypas N等（2017）在以技術(shù)并購為導向的研究中將并購雙方技術(shù)類型領域細分為三種：收購方已有的成熟核心技術(shù)領域、收購方需要加強補充的技術(shù)領域和收購方新涉及的知識領域，通過分析并購雙方知識領域的相似性和互補性來判斷并購活動對每個領域創(chuàng)新成果的影響[7]。研究發(fā)現(xiàn)，被收購公司的相似性確實有助于增強并購后核心領域中的創(chuàng)新成果，而互補性有利于企業(yè)產(chǎn)生新核心領域的并購后的創(chuàng)新成果（Shin SR 和Han J等，2017）[8]。美國在2014年、2015年掀起一陣仿制藥行業(yè)并購的熱潮，通過對1995—2016年并購規(guī)模趨勢可以看出，并購活動會促使仿制藥行業(yè)轉(zhuǎn)型，但造成的壟斷會引發(fā)藥品的短缺和價格的上漲，及時有效地出臺采購政策和法律法規(guī)是非常必要的（Gagnon M和Volesky K D，2017）[9]。

本文為克服樣本的內(nèi)生性問題，選用傾向得分匹配的方法，選取多企業(yè)多維度指標來衡量經(jīng)營績效及創(chuàng)新水平，探討醫(yī)藥行業(yè)的并購活動對醫(yī)藥企業(yè)發(fā)展的影響。

二、理論分析和研究假設

企業(yè)可以通過橫向、縱向或混合并購達到經(jīng)營協(xié)同的目的。縱向并購可以節(jié)約交易費用（Williamson O，1975）[10]。以化學藥品為主營業(yè)務的企業(yè)，可以通過并購原料供應商降低原材料的采購成本，加強生產(chǎn)過程中各個環(huán)節(jié)的配合。但在大多數(shù)收購活動中，企業(yè)支付了較高的收購溢價，因此增長的業(yè)務收入是十分必要的，更高的銷售收入比節(jié)約成本更有助于企業(yè)保持穩(wěn)定的業(yè)績增長（Bekier Matthias M和Shelton Michael J，2002）[11]。近年來，隨著互聯(lián)網(wǎng)購物的普及，很多企業(yè)選擇并購醫(yī)藥電子商務企業(yè)、藥品零售連鎖商店、醫(yī)院及物流運輸企業(yè)來提高市場占有率，提早進行藥品零售端的布局。橫向并購可以獲得更大的規(guī)模經(jīng)濟。房地產(chǎn)企業(yè)通過頻繁的橫向并購后，表現(xiàn)出房地產(chǎn)行業(yè)上市公司銷售額占前20強企業(yè)銷售額近78%，行業(yè)集中度明顯提高，而企業(yè)總資產(chǎn)均值在5年內(nèi)提高了近20倍，表現(xiàn)出很強的規(guī)模優(yōu)勢（楊蕙馨和王繼東等，2012）[12]。拜耳公司在希臘以獲取知識為目的進行收購醫(yī)藥企業(yè)的案例中，通過對企業(yè)被收購前后PMI的評估發(fā)現(xiàn)，并購收益不僅可以增加企業(yè)增長潛力和擴展產(chǎn)品線，知識轉(zhuǎn)移還可以幫助其成為更高性能的機構(gòu)（Azan W 和 Huber Sutter I，2010）[13]。

醫(yī)藥行業(yè)作為高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)之一，結(jié)合我國仿制藥占比較大的特點，其核心技術(shù)的研發(fā)實力非常重要。醫(yī)藥行業(yè)目前的橫向并購活動多以獲得技術(shù)資源為主，豐富產(chǎn)品線以及吸收相應的高端人才，在國家政策的扶持下，選擇有實力的研發(fā)公司結(jié)成戰(zhàn)略聯(lián)盟，迅速提高核心競爭力。由此提出：

H1：并購活動可以提高并購方的研發(fā)水平。

代理理論認為，并購是管理者追求自身利益的結(jié)果（Jensen MC和MecklingWH，1976）[14]。當管理者權(quán)力過大時，會導致一些并購活動出于非理性動機，管理層在并購雙方信息不對稱的情況下，選擇的賣方企業(yè)可能并不是最合適本企業(yè)長期發(fā)展的對象。過多關心個人利益，會在股東利益與管理者利益不一致時，犧牲股東的利益，使股東利益受到侵害，企業(yè)業(yè)績下滑（趙息和張西栓，2013）[15]。而頻繁的企業(yè)并購活動會使企業(yè)規(guī)模迅速擴大，管理層及生產(chǎn)線會產(chǎn)生冗余人員及生產(chǎn)力。同時，并購活動需要大量的資金支持，在現(xiàn)有現(xiàn)金流平穩(wěn)的情況下，資金來源需依靠外部支持，過高的負債率會使企業(yè)的資金成本進一步提高。如果不能快速高效地整合，就會導致更大的經(jīng)營成本，不能達到預期的并購效果（Steigenberger N，2016）[16]。由此提出：

H2：并購不利于企業(yè)短期績效水平提高。

三、樣本選擇和變量定義

1.樣本選擇

本文以2011—2018年A股醫(yī)藥制造業(yè)上市公司為研究對象。由于2015年和2016年醫(yī)藥行業(yè)并購活動最活躍，發(fā)生規(guī)模最大，因此選用2015年和2016年發(fā)生并購活動的企業(yè)作為實驗組，將兩年均未發(fā)生并購活動的企業(yè)作為對照組。醫(yī)藥行業(yè)交易信息總表及部分財務數(shù)據(jù)來自CSMAR數(shù)據(jù)庫；當年發(fā)明專利申請數(shù)量來自CNRDS數(shù)據(jù)庫；管理層及股東數(shù)據(jù)來自Wind數(shù)據(jù)庫。

本文樣本篩選過程如下：（1）上市第一年的公司缺乏上市當年的財務數(shù)據(jù)，刪除掉2010年以后上市的公司；（2）刪除 ST、PT企業(yè)；（3） 將 2015 年和 2016年發(fā)生的交易事項結(jié)合交易內(nèi)容及買賣雙方進行手工篩選，刪除掉當年未完成并購的事項、關聯(lián)交易事項、買方或賣方為基金公司（或非以獲取企業(yè)經(jīng)營權(quán)為目的交易）的事項，剔除兩年均發(fā)生并購的樣本，獲得僅2015年發(fā)生并購企業(yè)16家，僅2016年發(fā)生并購企業(yè)21家，兩年均未發(fā)生并購企業(yè)64家，最終得到101個有效樣本；（4）將得到的有效樣本與其他指標匹配，由于樣本數(shù)量較少，對個別缺漏值的樣本進行了多重補漏處理。

2.模型構(gòu)建

檢驗并購活動是否有利于企業(yè)整體實力的提高，最好的方式是對比同一個企業(yè)發(fā)生并購和未發(fā)生并購之間的差異。而現(xiàn)實中并不存在這樣的企業(yè)可以滿足要求，因此采用傾向得分匹配的方法，構(gòu)造一個反事實的樣本與其形成對照，即通過估計傾向得分的方式，在對照組根據(jù)個體的得分，使用多種匹配方法，選擇出一個或幾個非常相似的企業(yè)與實驗組企業(yè)形成對照，來假設實驗組企業(yè)未發(fā)生并購活動的經(jīng)營狀態(tài)，據(jù)此評估發(fā)生并購活動的效果。

首先，估計傾向得分值。樣本中個體的傾向值為：在給定觀測協(xié)變量向量xi的情況下，企業(yè)發(fā)生并購（Ti=1，記為實驗組）的條件概率：

這里選用logistic回歸估計企業(yè)發(fā)生并購的條件概率。將第i個企業(yè)的狀態(tài)記為Ti（如果企業(yè)處于并購狀態(tài)則Ti=1，記為實驗組；如果企業(yè)屬于非并購狀態(tài)，則Ti=0，記為控制組），條件變量的向量xi包含描述企業(yè)多個維度的變量，將協(xié)變量主要分為財務特征變量、治理結(jié)構(gòu)變量及研發(fā)創(chuàng)新變量，將向量xi的回歸參數(shù)記為β，由此可以計算出企業(yè)發(fā)生并購的概率：

由此得出實驗組樣本個體的傾向值為Pi，控制組樣本個體的傾向值為Pj。

其次，基于上述得到的傾向得分值進行實驗組及控制組的匹配。這里選用貪婪匹配中的近鄰匹配和卡尺匹配。根據(jù)實驗組與控制組的樣本比例，選用1配2進行近鄰匹配。I1和I0分別是實驗組和控制組成員的集合，當實驗組個體和控制組個體的傾向值之差的絕對值在所有組合中最小時，則此時落入鄰居關系C（Pi）中的控制組個體作為此實驗組個體的匹配對象，即：

而上述的匹配方式?jīng)]有對傾向得分值之差的大小即‖Pi-Pj‖做出約束，只是在所有傾向值之差中選擇最小的即可?？ǔ咂ヅ湟?guī)定了個體間的距離滿足一定條件時，才可看作是實驗組的匹配對象，在此將半徑距離設置為ε=0.001，即：

再次，對實驗組采用了內(nèi)核匹配。內(nèi)核匹配可以從更相近的控制組個體中獲得更多信息，而對離實驗組個體距離較遠的樣本中取得的信息加以更小的權(quán)重，因此，理論上內(nèi)核匹配可以運用控制組樣本的所有潛在有用信息，使內(nèi)核匹配結(jié)果更加穩(wěn)?。℉eckman J J和 Ichimura H 等，1998）[17]。

最后，根據(jù)匹配后的樣本計算實驗組的平均處理效應（Average Treatment Effect on the Treated，記為 ATT）。可以表示為：

上式中，Y（1）表示實驗組樣本發(fā)生并購活動時被解釋變量的取值，Y（0）表示實驗組樣本假設沒有接受此事件時被解釋變量的取值。前者表示發(fā)生并購公司的指標水平，后者表示假設這些企業(yè)沒有發(fā)生并購時的指標水平，兩者差值反映出并購活動給企業(yè)帶來的影響。

3.變量選取及描述性統(tǒng)計

為較全面地分析企業(yè)發(fā)生并購后的價值水平變化，主要選取兩大類指標，計算方式均在表1中備注。第一類指標：評估企業(yè)研發(fā)水平，采用技術(shù)創(chuàng)新投入強度（rdten），使用研發(fā)費用/營業(yè)收入表示（Carmine Ornaghi，2008），研發(fā)費用采用期末余額減去起初余額，因此會產(chǎn)生負數(shù)[18]；當年獨立申請發(fā)明數(shù)量（INV），由于專利授權(quán)時間較長，因此采用申請數(shù)量來衡量技術(shù)產(chǎn)出。第二類指標：主要衡量企業(yè)績效變化，選取了凈資產(chǎn)收益率（roe）、基本每股收益（eps）來衡量盈利能力；流動比率（ld）、速動比率（sd）、權(quán)益對負債比率（qy）用于衡量償債能力；營業(yè)收入增長率（brir）用來衡量發(fā)展能力；銷售費用率（sr）、管理費用率（mr）、財務費用率（fr）評估經(jīng)營成本。分別從不同并購動機下評估醫(yī)藥企業(yè)的并購活動是否創(chuàng)造價值。

表1 變量定義

進行傾向得分匹配的目的在于找出與發(fā)生并購企業(yè)最為相似的未發(fā)生并購活動個體，選擇可以大體描繪企業(yè)外貌的協(xié)變量進行傾向值估計，所有變量均列舉在表1中。主要分為如下幾個部分：（1）公司規(guī)模（size）、員工總數(shù)（staff）、企業(yè)年齡（age），通過企業(yè)經(jīng)營的時間、資產(chǎn)和員工的規(guī)模來衡量企業(yè)經(jīng)營成果和經(jīng)營經(jīng)驗。（2）資產(chǎn)負債率（debt）、經(jīng)營性現(xiàn)金流量（cash）、政府補助（gov），由于“十二五”時期政府對重點行業(yè)提供了大量資金支持，政府的支持力度可以從政府提供的補助水平體現(xiàn)出來，也反映了企業(yè)價值及經(jīng)營情況，充裕的資金支持降低了企業(yè)的資金成本，選用這三個指標試圖描繪出企業(yè)的資金來源結(jié)構(gòu)及資金成本。（3）總經(jīng)理與董事長是否合一（duty）、第一大股東持股比例（top1）、前十大股東持股比例（top10）、獨立董事占比（RID）、管理層人均薪酬（LMC），用于描述企業(yè)管理層情況（李匯東和唐躍軍等，2013）[19]。（4）技術(shù)人員占比（cstaff），用于衡量企業(yè)技術(shù)人員儲備力度及對科研的重視程度，技術(shù)人員的數(shù)量在一定程度上可以反映出研發(fā)結(jié)果的產(chǎn)出數(shù)量，同時對企業(yè)創(chuàng)新能力進行粗略的衡量。

處理過程中，部分指標的數(shù)據(jù)存在離群值及缺漏值，為了不流失數(shù)據(jù)數(shù)量，進行了1和99百分位上的縮尾處理及根據(jù)其他協(xié)變量進行的多重補漏處理。表2列舉了上述衡量企業(yè)價值變化的變量及描述企業(yè)各個特征的協(xié)變量的基本情況。

表2 樣本統(tǒng)計量基本情況

（續(xù)表）

四、回歸分析及實證結(jié)果

1.企業(yè)傾向發(fā)生并購活動的特征分析

先進行傾向得分值的估計，即企業(yè)發(fā)生并購活動的可能性。采用logistic回歸分析，在表3給出了六組回歸結(jié)果，其中，第（1）列報告了全部協(xié)變量進行回歸的結(jié)果。從整體看，發(fā)生并購的概率與企業(yè)資產(chǎn)規(guī)模呈正相關，回歸系數(shù)均顯著為正，說明規(guī)模大的企業(yè)更易選擇并購活動。與員工規(guī)模呈負相關，除第（3）列以外系數(shù)均為負值，結(jié)合資產(chǎn)規(guī)?？矗f明勞動效率高的企業(yè)更愿意發(fā)生并購活動。企業(yè)年齡在三組回歸中均不顯著，說明并購活動廣泛發(fā)生于年輕及成熟的醫(yī)藥企業(yè)中，不受企業(yè)經(jīng)營經(jīng)驗的限制。企業(yè)資產(chǎn)負債率和政府補助與企業(yè)是否發(fā)生并購活動的聯(lián)系不明顯，但資產(chǎn)負債率的系數(shù)為負，說明杠桿水平高的企業(yè)考慮資金成本等問題，更不愿發(fā)生并購活動，而政府補助的系數(shù)為正，說明政府的支持力度與企業(yè)傾向于并購的程度成正比。企業(yè)的經(jīng)營現(xiàn)金凈流量這一變量的系數(shù)均顯著為負，一定程度上說明了內(nèi)部現(xiàn)金流緊張的企業(yè)更愿意通過并購活動進行資產(chǎn)配置。在管理層特征方面，發(fā)生并購概率的大小與董事長及總經(jīng)理是否合一、高管平均薪資水平無關，與第一大股東持股比例顯著負相關，說明股東更加考慮自身利益，認為過快及過大的擴張不利于管控企業(yè)，可能會產(chǎn)生更多的代理問題。前十大股東持股比例對并購活動產(chǎn)生的正向影響較弱，獨立董事占比系數(shù)顯著為正，說明獨立董事占比較高的公司更加傾向于發(fā)生并購活動。技術(shù)人員占比系數(shù)均顯著為正，說明對研發(fā)工作更重視的企業(yè)更加愿意進行并購活動，獲取更多的技術(shù)要素。同時，結(jié)合偽R2來評價擬合優(yōu)度，AUC值來評價選取的協(xié)變量組合是否可以有力解釋企業(yè)選擇發(fā)生并購的傾向程度，從表3可以看出不同模型計算出的擬合值較為接近。AUC值均在0.7以上，說明擬合情況較好，相比而言，第（6）組協(xié)變量均更加顯著。據(jù)此，下文選用模型（6）中的變量作為匹配變量進行傾向匹配分析。

表3 匹配變量顯著性檢驗

2.對協(xié)變量進行平衡支撐檢驗

選用1配2的鄰匹配來對比樣本匹配前后的變化，表4給出了匹配后平衡假設檢驗的結(jié)果。結(jié)果表明，除第一大股東持股比例及前十大股東持股比例外，其余變量均在匹配前有統(tǒng)計上的顯著性差異。匹配后除員工數(shù)量外，各變量均不存在統(tǒng)計上的顯著性差異，并且偏離度基本降低到10%以下。由此檢驗表明，匹配后的數(shù)據(jù)已經(jīng)無法根據(jù)所選變量的特征區(qū)分是否發(fā)生并購，表明所選數(shù)據(jù)滿足平衡檢驗。

表4 平衡假設檢驗

附圖更清晰地給出了匹配前后發(fā)生并購企業(yè)與未發(fā)生并購企業(yè)的核密度函數(shù)圖，實驗組和控制組的函數(shù)曲線在匹配前有顯著差異，進行匹配后兩者基本相同，結(jié)果更加有說服力。

附圖 樣本匹配前后的核密度函數(shù)圖

3.并購活動的價值分析

樣本數(shù)據(jù)中實驗組與控制組在被解釋變量中產(chǎn)生的差異可以解釋為并購活動對醫(yī)藥企業(yè)價值產(chǎn)生的影響，如表5所示。在創(chuàng)新方面，研發(fā)支出占比在匹配前，實驗組與對照組的差異為1.3%，而獨立申請專利數(shù)量方面實驗組與對照組的差異達56.4%，說明發(fā)生并購活動的企業(yè)，投入研發(fā)的資金比例整體高于沒有發(fā)生并購的企業(yè)，研發(fā)能力也強于控制組，可以看出，實驗組更加重視企業(yè)研發(fā)，關注企業(yè)核心競爭力。而在匹配后，并購活動雖然降低了兩類企業(yè)的差異程度，但實驗組和控制組的研發(fā)水平仍存在顯著性差異。發(fā)生并購的企業(yè)，其創(chuàng)新能力高于未發(fā)生并購企業(yè)，假設1得到證實。

表5 ATT值比較

盈利能力方面，發(fā)生并購企業(yè)的凈資產(chǎn)收益率低于未發(fā)生并購活動的企業(yè)2.9%，說明實驗組企業(yè)盈利能力較弱，發(fā)生并購活動雖然對盈利能力的差異有所改善，但從短期看仍然不利于企業(yè)凈資產(chǎn)收益率的提高。匹配前實驗組與控制組的每股收益差異為-0.142，匹配后每股收益差異增加到-0.216，反映出企業(yè)并購活動侵害了股東的利益。綜合來看，企業(yè)的并購活動不利于企業(yè)短期盈利水平的提高。

償債能力方面，控制組及實驗組的流動比率均在2以上，速動比率均在1以上，說明醫(yī)藥企業(yè)目前資金結(jié)構(gòu)較為合理，債務償還壓力較小。但在匹配前實驗組流動比例及速動比例均小于控制組，而并購活動的發(fā)生顯著擴大了差異水平，從-1.153、-0.963擴大至-1.347、-1.069，說明并購活動會在一定程度上降低企業(yè)的償還能力，但比率水平依舊在正常的取值范圍之中，也說明了并購活動促進了企業(yè)流動資產(chǎn)的合理運用。權(quán)益對負債比率中，實驗組顯著低于控制組，說明并購活動不利于債權(quán)人的資金保障。整體來看，醫(yī)藥企業(yè)的償債能力指標結(jié)果均顯著為負，說明并購活動不利于債權(quán)人的利益。

發(fā)展能力方面，營業(yè)利潤增長率在匹配前沒有較大差異，但在匹配后發(fā)生并購的企業(yè)比未發(fā)生并購企業(yè)的增長率低4.7%，雖然結(jié)果不顯著，也在一定程度上反映出并購活動在短期內(nèi)沒有提高企業(yè)的營業(yè)利潤，與未發(fā)生并購的企業(yè)相比，企業(yè)在主營業(yè)務收入方面提高較慢，需要更長的時間進行內(nèi)部整合。

營業(yè)費用方面，并購活動顯著地提高了企業(yè)的銷售費用率，差異增加了5.5%。雖對管理費用和財務費用的影響有限，但也反映出發(fā)生并購企業(yè)的管理費用和財務費用顯著高于未發(fā)生并購的企業(yè)，表明并購活動提高了企業(yè)的各項費用支出。結(jié)合營業(yè)利潤增長率的較慢提升，更能反映出在行業(yè)發(fā)展前景一致時，發(fā)生并購的企業(yè)承擔了更多非研發(fā)活動成本。更高的研發(fā)投入占比，反映出實力雄厚的醫(yī)藥企業(yè)也急需更多的資金支持，這樣才能促進企業(yè)更好發(fā)展。綜合這幾方面看，并購活動不利于企業(yè)績效的提高，假設2得到證實。

4.穩(wěn)健性檢驗

為了檢驗匹配結(jié)果的穩(wěn)健性，本文將被解釋變量凈資產(chǎn)收益率（roe）更換為總資產(chǎn)收益率（roa）。對同一樣本再次進行了貪婪匹配和核匹配，檢驗結(jié)果與表5結(jié)果相近，說明企業(yè)的并購活動在短期對企業(yè)的創(chuàng)新能力、盈利能力、償債水平、發(fā)展能力和經(jīng)營成本的影響效果相近。

五、結(jié)論與建議

本文依據(jù)醫(yī)藥行業(yè)并購事件井噴式的發(fā)展態(tài)勢，將2015年和2016年作為窗口期，選用2011—2018年的數(shù)據(jù)指標，采用傾向得分匹配法探究了并購活動能否提高醫(yī)藥企業(yè)的實力水平。結(jié)果表明，并購活動促進了企業(yè)科研水平的提高，但在短期內(nèi)不利于盈利水平的提高，甚至損害了債權(quán)人和股東的利益，并且提高了營業(yè)費用，降低了企業(yè)利潤，說明企業(yè)發(fā)生并購后還需要對其生產(chǎn)部門和管理部門進行進一步整合，才能發(fā)揮出1+1＞2的協(xié)同效應。

結(jié)合目前情況及研究結(jié)論，對醫(yī)藥企業(yè)發(fā)展提出一些建議：首先，與高校及一些小型研發(fā)實驗室建立長期穩(wěn)定的合作關系，若是藥企能和高校達成合作協(xié)議，則既能理論結(jié)合實踐，又能理論快速服務于實踐。其次，鼓勵企業(yè)與研發(fā)外包平臺合作，有效降低企業(yè)的后期整合成本及前期一系列的配套研發(fā)投入成本，提高研發(fā)效率。最后，合理擴充產(chǎn)品豐富度，增強核心競爭力。并購活動會迅速擴充資產(chǎn)規(guī)模，可能會產(chǎn)生資產(chǎn)負債率提高、后期獲取資金的成本上升等弊端，醫(yī)藥行業(yè)細分領域非常多，很多企業(yè)的主營項目橫跨很多分支，既包括中成藥，又包括西藥、生物制品，會在后期產(chǎn)生需要大量資金支持研發(fā)活動等不利因素。這次新冠肺炎疫情的用藥，與2003年SARS用藥有顯著差異，體現(xiàn)在提高中成藥占比，降低西藥用量，更好地減少后遺癥的產(chǎn)生。從純西藥到中西結(jié)合的治療轉(zhuǎn)變值得醫(yī)藥企業(yè)擴張時借鑒，同企業(yè)產(chǎn)品之間的協(xié)同效應優(yōu)勢能否最大化地體現(xiàn)出來，在消費者及醫(yī)師選擇更有效的用藥方式時，可以提高一系列產(chǎn)品的銷售數(shù)量。從行業(yè)角度看，提高行業(yè)集中度是非常必要的，但我國醫(yī)藥行業(yè)仍然處于“百花齊放”的狀態(tài)，國家要積極引導和扶持行業(yè)的健康發(fā)展，才能在市場競爭中打造出民族品牌。