技術(shù)并購對高新技術(shù)企業(yè)創(chuàng)新的影響研究
——基于風(fēng)險承擔(dān)能力的調(diào)節(jié)效應(yīng)

丁增才 彭中文 沈 倩

1 引 言

高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)是我國經(jīng)濟最富有活力的增長點，是國民經(jīng)濟支柱產(chǎn)業(yè)，高新技術(shù)企業(yè)創(chuàng)新水平是國家經(jīng)濟、科技水平的綜合體現(xiàn)，是中國式現(xiàn)代化的重要標志和根本保障。如何提高我國高新技術(shù)企業(yè)創(chuàng)新能力和效率，不僅是高新技術(shù)企業(yè)追求行業(yè)競爭優(yōu)勢應(yīng)認真對待的問題，更是國家提高國家創(chuàng)新能力應(yīng)考慮的重大問題。近年來，國家積極推進高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)發(fā)展，制定了一系列政策措施，加強對科技人才、創(chuàng)新投入和企業(yè)發(fā)展的支持，推動中國高新技術(shù)企業(yè)向著更高水平、更高質(zhì)量的方向發(fā)展（賀正楚等，2023［1］）。高新技術(shù)企業(yè)為了獲取技術(shù)知識資源，提高企業(yè)創(chuàng)新能力和效率，企業(yè)間的并購重組活動時有發(fā)生，在一定程度上有利于促進高新技術(shù)企業(yè)創(chuàng)新。目前我國高新技術(shù)企業(yè)創(chuàng)新仍存在科研投入比重較低、技術(shù)研發(fā)人才匱乏、關(guān)鍵核心技術(shù)缺乏、企業(yè)創(chuàng)新效率較低等問題。當(dāng)前我國高新技術(shù)行業(yè)正處于并購重組的大浪潮中，亟需加大技術(shù)并購重組力度，整合高端要素資源，提升技術(shù)創(chuàng)新能力和效率，實現(xiàn)高新技術(shù)企業(yè)快速成長。

現(xiàn)有較多學(xué)者研究了技術(shù)并購及其創(chuàng)新效應(yīng)。學(xué)術(shù)界對于技術(shù)并購是否助力技術(shù)創(chuàng)新持兩種不同的觀點。認為存在促進作用的學(xué)者指出，企業(yè)可以通過技術(shù)并購，獲取研發(fā)活動的規(guī)模效益與協(xié)同效益（Gordon 等，2013［2］；程新生等，2023［3］）。例如，技術(shù)并購能夠?qū)崿F(xiàn)便捷化、低成本化的研發(fā)人才與技術(shù)等資源的搜索，促進研發(fā)企業(yè)疏通研發(fā)的現(xiàn)有資源堵點，豐富企業(yè)的創(chuàng)新知識，并提高創(chuàng)新知識相較于行業(yè)內(nèi)其他企業(yè)的差異程度，能夠助推企業(yè)實現(xiàn)技術(shù)創(chuàng)新；然而，認為有負向影響的學(xué)者指出，一方面，由于技術(shù)固有的隱含性、復(fù)雜性，技術(shù)知識的轉(zhuǎn)移較為困難。另一方面，并購兩方之間的差別性、并購重組的困難性和不確定性，可能會抑制企業(yè)對技術(shù)資源的整合效率，可能降低并購中知識轉(zhuǎn)移的效率（Seru，2014［4］；吳潔等，2020［5］；姚頤等，2022［6］）。另外，有學(xué)者探索了技術(shù)并購和技術(shù)創(chuàng)新的邊界條件及其他因素，指出并購企業(yè)技術(shù)知識基礎(chǔ)及其對已有技術(shù)知識的整合水平（Karim，2010［7］；劉輝等，2017［8］；黃悅等，2023［9］）、雙方間技術(shù)知識關(guān)聯(lián)程度（王珍義等，2015［10］；劉端等，2018［11］）、我國獨特制度環(huán)境（Li 等，2013［12］；余鵬翼等，2022［13］）等，均會對技術(shù)并購效果產(chǎn)生一定影響。

風(fēng)險承擔(dān)能力是并購企業(yè)的重要能力之一，對技術(shù)并購效果有著重要的影響。一般來說，如果企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)能力較強，能有效抵御并購過程中存在的各種風(fēng)險，降低并購不確定性，實現(xiàn)技術(shù)知識整合，從而實現(xiàn)技術(shù)上的創(chuàng)新升級（Dess 等，2005［14］；Boubakri 等，2013［15］；白俊等，2022［16］）。學(xué)者們對于風(fēng)險承擔(dān)能力存在兩種不同態(tài)度，對應(yīng)了兩種假說：一是風(fēng)險偏好假說，即管理者偏向追逐風(fēng)險，實現(xiàn)更高收益；二是風(fēng)險回避假說，即由于信息不對稱，管理者基于未知傾向于回避風(fēng)險，進行保守投資（何威風(fēng)等，2016［17］）。企業(yè)技術(shù)轉(zhuǎn)移和整合資源過程中，風(fēng)險承受能力強的愿意承擔(dān)風(fēng)險，有助于管理者避免基于個人利益放棄風(fēng)險高、有長期回報的投資機會，促進企業(yè)創(chuàng)新能力和效率的提高（馮兵等，2023［18］；高夢捷等，2023［19］）；另外，也有學(xué)者認為管理者傾向于規(guī)避和控制企業(yè)風(fēng)險，在進行并購時，管理者更注重短期業(yè)績，不愿承擔(dān)長期風(fēng)險，這可能會導(dǎo)致并購的技術(shù)創(chuàng)新目標難以達成（戚湧、宋含城，2021［20］）。

從上述文獻來看，大多數(shù)學(xué)者對于企業(yè)并購與技術(shù)創(chuàng)新、技術(shù)并購與風(fēng)險承擔(dān)之間的關(guān)系研究較多，但技術(shù)并購是否促進企業(yè)創(chuàng)新尚無定論，也有學(xué)者從并購企業(yè)自身特質(zhì)來研究并購的創(chuàng)新效應(yīng)，但將技術(shù)并購、風(fēng)險承擔(dān)能力納入一個體系來研究高新技術(shù)企業(yè)創(chuàng)新的還較少。本文的可能貢獻表現(xiàn)在，相較于已有研究技術(shù)并購或并購重組對企業(yè)創(chuàng)新能力或效率的研究，本文從風(fēng)險承擔(dān)能力的調(diào)節(jié)效應(yīng)視角，采用我國高新技術(shù)上市公司數(shù)據(jù)，實證研究了技術(shù)并購規(guī)模和次數(shù)對高新技術(shù)企業(yè)創(chuàng)新的不同影響，有利于進一步了解風(fēng)險承擔(dān)能力對技術(shù)并購與企業(yè)創(chuàng)新的作用機制，為高新技術(shù)企業(yè)并購重組與技術(shù)創(chuàng)新提供了新的研究視角和理論依據(jù)。

2 研究設(shè)計與數(shù)據(jù)來源

2.1 模型構(gòu)建與變量說明

為了研究技術(shù)并購、風(fēng)險承擔(dān)與高新技術(shù)企業(yè)創(chuàng)新之間的關(guān)系，我們借鑒了先前學(xué)者（Gordon et al，2013［2］；劉端等，2018［11］；姚頤等，2022［6］）的研究成果，同時考慮指標因素的客觀性、替代性，我們構(gòu)建多元回歸模型如下：

（1）因變量：企業(yè)創(chuàng)新能力和效率（Patent、TE）

為準確評估企業(yè)并購的創(chuàng)新效益，我們用企業(yè)創(chuàng)新能力（Patent）和企業(yè)創(chuàng)新效率（TE）兩個變量來衡量高新技術(shù)企業(yè)創(chuàng)新，其中，企業(yè)創(chuàng)新能力用企業(yè)每年的專利申請量衡量，企業(yè)創(chuàng)新效率的用隨機前沿方法進行估計。企業(yè)創(chuàng)新效率估計過程如下：借鑒陳勁（2006）對企業(yè)創(chuàng)新效率建立的衡量指標體系，文章以研發(fā)經(jīng)費支出（Expen）和科研人員數(shù)（Staff）為投入變量，以專利申請量（Patent）為產(chǎn)出變量。其中，科研人員數(shù)用研發(fā)科技人員全時當(dāng)量衡量；研發(fā)經(jīng)費支出采用永續(xù)盤存法核算后的研發(fā)資本存量來衡量。根據(jù)Battese 和 Coelli（1995）模型的基本原理，構(gòu)建我國高新技術(shù)企業(yè)創(chuàng)新效率的超越對數(shù)隨機前沿模型：

（2）自變量：企業(yè)技術(shù)并購次數(shù)和規(guī)模（Mnum、Msize）

企業(yè)技術(shù)并購包括兩個維度，分別是技術(shù)并購次數(shù)和技術(shù)并購規(guī)模。技術(shù)并購次數(shù)（Mnum）用高新技術(shù)企業(yè)發(fā)生技術(shù)并購的次數(shù)來衡量；技術(shù)并購規(guī)模（Msize）的測量方法是借鑒張晶和張永安等（2011）的研究，用高新技術(shù)企業(yè)當(dāng)年發(fā)生的每次技術(shù)并購的交易額之和來測量。

（3）調(diào)節(jié)變量：企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)能力（Risk）

大部分文獻中的做法是用企業(yè)業(yè)績的波動性來衡量風(fēng)險承擔(dān)。我們參考John 等（2008）、李文貴（2012）的研究，用企業(yè)在每一時段內(nèi)總資產(chǎn)收益率ROA的標準差衡量企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)能力，即。為了減少行業(yè)異質(zhì)性帶來的偏誤，先對ROA進行橫向調(diào)整，即用i企業(yè)第n年的ROA值減去行業(yè)平均值，記為在此基礎(chǔ)上再進行縱向調(diào)整，計算企業(yè)在每一觀測時段內(nèi)的標準差，得到企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)能力值為：

其中，

上述公式中，i代表樣本中的第i家企業(yè)，n代表在觀測時段內(nèi)的年段，取值范圍為1-3，N=3。k代表行業(yè)內(nèi)的第k家企業(yè)，K代表某行業(yè)的企業(yè)總量。t的取值為1-11，Risk是企業(yè)在每個觀測時段內(nèi)ROA的標準差，因變量、調(diào)節(jié)變量和控制變量選取的是企業(yè)進入相應(yīng)觀測時段第三年的期末值。

（4）控制變量：由于存在諸多因素對技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)生影響，為了排除其他影響因素，引入如下控制變量：企業(yè)規(guī)模（Size），用企業(yè)總資產(chǎn)的自然對數(shù)來衡量；企業(yè)年齡（Age），采用樣本年份減企業(yè)成立年份衡量；高管持股比例（Mr），采用高管年末持股總數(shù)與股本總數(shù)的比值來衡量；管理費用率（Mf），作為反映企業(yè)經(jīng)營管理水平與盈利能力的重要指標，采用管理費用與營業(yè)收入的比值來衡量；企業(yè)成長性（Growth），用主營業(yè)務(wù)增長率表示，反映企業(yè)的成長狀況與發(fā)展能力，具體變量定義及說明見表1。

表1 變量定義及說明

2.2 樣本選擇和數(shù)據(jù)來源

本文選取2009-2021 年我國滬深兩市高新技術(shù)上市企業(yè)為研究樣本，為了確保數(shù)據(jù)的準確性，進行了以下處理和篩選：（1）剔除被特殊標記為ST、*ST 的公司樣本；（2）所有并購事件中樣本企業(yè)的交易地位必須是主并購方；（3）并購數(shù)據(jù)中只選取企業(yè)的技術(shù)并購數(shù)據(jù)，剔除非技術(shù)并購事件關(guān)聯(lián)方交易和各變量數(shù)據(jù)不全的企業(yè)；（4）為了避免極端值對樣本的影響，對剩余數(shù)據(jù)進行了1%的縮尾處理。

實證研究所用的數(shù)據(jù)主要來源于國泰安數(shù)據(jù)庫（CSMAR）和滬深證券交易所網(wǎng)站。原始樣本是高新技術(shù)上市企業(yè)，經(jīng)篩選后得到475 家主并購上市企業(yè)樣本，共計6175 個樣本數(shù)據(jù)，并將其處理為平衡面板數(shù)據(jù)。

3 實證結(jié)果與分析

3.1 我國高新技術(shù)企業(yè)創(chuàng)新情況的描述性統(tǒng)計分析

針對我國上市高新技術(shù)企業(yè)創(chuàng)新的主要變量進行描述性統(tǒng)計，其結(jié)果見表2。

由表2 可知，平均每家企業(yè)年產(chǎn)出32 項專利，最高值達1053 項，因此，總體上來說，我國高新技術(shù)企業(yè)具有較強的創(chuàng)新能力；然而，高新技術(shù)企業(yè)間存在明顯的創(chuàng)新能力差異，標準差為75.642。我國高新技術(shù)企業(yè)創(chuàng)新效率總體水平相對較低，且企業(yè)間差距不大，創(chuàng)新效率平均只有0.753，體現(xiàn)我國高新技術(shù)企業(yè)創(chuàng)新效率總體偏低。與此同時，企業(yè)并購金額標準差較大，說明并購市場上既有大宗交易，也有小規(guī)模并購，實力相差較大。

接下來，我們使用Frontier4.1 軟件和SFA 方法，估計我國高新技術(shù)企業(yè)創(chuàng)新效率，表3 列出了隨機前沿生產(chǎn)函數(shù)的估計結(jié)果。

表3 高新技術(shù)企業(yè)創(chuàng)新效率隨機前沿生產(chǎn)函數(shù)的估計結(jié)果

從表3 中可以看出，γ值為0.672，根據(jù)γ的計算方法可知，無效率項u在復(fù)合擾動項（v-u）中占據(jù)了主導(dǎo)地位，表中給出的似然比檢驗值LR 為353.744，p 值顯著，因而可以認為存在無效率項，說明采用SFA方法來測量樣本企業(yè)的創(chuàng)新效率是合理的。

從表3 模型的估計結(jié)果看，科研人員是影響創(chuàng)新效率的重要因素，科研人員每增長1%，專利申請量顯著增長0.451%；而企業(yè)的研發(fā)經(jīng)費支出每增長1%，專利申請量就下降0.142%。由此可見，相對于研發(fā)經(jīng)費，科研人員對高新技術(shù)企業(yè)創(chuàng)新效率的貢獻更大，因此我國高新技術(shù)企業(yè)創(chuàng)新效率的增長屬于知識型增長。此外，為了探究企業(yè)所有權(quán)性質(zhì)的不同是否會使其創(chuàng)新效率出現(xiàn)差異，文章還分別對國有企業(yè)和非國有企業(yè)樣本做了隨機前沿估計，結(jié)果見表3。由此可看出，國有企業(yè)的資本產(chǎn)出彈性和人員產(chǎn)出彈性都大于非國有企業(yè)，且國有企業(yè)科研人員產(chǎn)出彈性在1%的水平上顯著，說明國有企業(yè)創(chuàng)新效率提高對科研人員有更明顯的依賴性。

3.2 技術(shù)并購對高新技術(shù)企業(yè)創(chuàng)新影響的回歸分析

本文利用式（1）進行多元線性回歸得到模型1-模型4，分別檢驗技術(shù)并購次數(shù)和技術(shù)并購規(guī)模對高新技術(shù)企業(yè)創(chuàng)新能力及效率的影響，其回歸結(jié)果見表4。

表4 技術(shù)并購與高新技術(shù)企業(yè)創(chuàng)新的回歸結(jié)果

從表4 模型1 和模型2 中，發(fā)現(xiàn)技術(shù)并購次數(shù)（Mnum）對高新技術(shù)企業(yè)創(chuàng)新能力有顯著正向影響。技術(shù)并購規(guī)模（Msize）對企業(yè)創(chuàng)新能力有積極影響，但在統(tǒng)計上并不顯著。這表明，技術(shù)并購次數(shù)越多，規(guī)模越大，高新技術(shù)企業(yè)創(chuàng)新能力越強，這也證實了大部分學(xué)者的看法。并購次數(shù)較多的高新技術(shù)企業(yè)，經(jīng)驗的積累使得其在并購決策、資源整合和環(huán)境適應(yīng)方面具有較高的水平，因此，從理論上而言，其在獲取外部技術(shù)方面或?qū)⒈憩F(xiàn)得更好，從而提高企業(yè)的創(chuàng)新性。然而，從模型3 和模型4 的結(jié)果來看，無論是技術(shù)并購次數(shù)（Mnum）還是技術(shù)并購規(guī)模（Msize）都對高新技術(shù)企業(yè)創(chuàng)新效率有顯著的負向影響，說明高新技術(shù)企業(yè)的技術(shù)并購規(guī)模越大，并購活動越頻繁，高新技術(shù)企業(yè)創(chuàng)新效率不升反降。技術(shù)并購提高了我國上市高新技術(shù)企業(yè)創(chuàng)新能力，卻沒有使企業(yè)創(chuàng)新效率同時提高，原因有很多，除了高新技術(shù)本身的隱性特征使得知識技術(shù)很難迅速內(nèi)化轉(zhuǎn)變?yōu)槠髽I(yè)創(chuàng)新效率之外，被收購企業(yè)的知識整合速度較慢、知識整合效率較低，加上我國高新技術(shù)企業(yè)對資源配置效率優(yōu)化的激勵不足，使得技術(shù)并購的協(xié)同效應(yīng)難以發(fā)揮，抑制了高新技術(shù)企業(yè)創(chuàng)新效率的提升。

總的來說，我國高新技術(shù)企業(yè)技術(shù)并購對企業(yè)創(chuàng)新既有正效應(yīng)也有負面影響，但由于高新技術(shù)本身的特質(zhì)和高新技術(shù)企業(yè)獨特市場與制度環(huán)境，其技術(shù)并購對企業(yè)創(chuàng)新能力的影響主要是正向的，對企業(yè)創(chuàng)新效率的影響主要是負向的。相比于企業(yè)創(chuàng)新能力的提高，提高企業(yè)創(chuàng)新效率的難度更大，企業(yè)對外部技術(shù)資源進行整合需要獲得內(nèi)外部協(xié)同創(chuàng)新效應(yīng)，這一過程面對的風(fēng)險和成本顯然更大，因而對于我國參與技術(shù)并購的高新技術(shù)企業(yè)來說，要想在企業(yè)創(chuàng)新能力提高的同時，發(fā)揮技術(shù)并購對企業(yè)創(chuàng)新效率的促進作用，必須加強對并購交易風(fēng)險和并購整合風(fēng)險的管控，調(diào)整政府激勵機制，不斷完善高新技術(shù)企業(yè)的市場配置資源的機制，大力促進國企產(chǎn)權(quán)制度改革，減輕外部環(huán)境對企業(yè)并購創(chuàng)新的負面影響，逐步提高高新技術(shù)企業(yè)創(chuàng)新效率。

3.3 風(fēng)險承擔(dān)能力對技術(shù)并購與企業(yè)創(chuàng)新關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗

本文利用式（2）檢驗風(fēng)險承擔(dān)能力對技術(shù)并購與企業(yè)創(chuàng)新的調(diào)節(jié)作用。在模型1 至模型4 中分別加入自變量與調(diào)節(jié)變量的交互項以及調(diào)節(jié)變量本身，分別得到模型5 至模型8，從而檢驗風(fēng)險承擔(dān)能力的調(diào)節(jié)效果，檢驗結(jié)果見表5。

表5 風(fēng)險承擔(dān)能力對技術(shù)并購與企業(yè)創(chuàng)新的調(diào)節(jié)效應(yīng)

表5 的結(jié)果表明，在模型5 和模型6 中，無論是技術(shù)并購次數(shù)（Mnum）還是技術(shù)并購規(guī)模（Msize），技術(shù)并購與風(fēng)險承擔(dān)能力的交互項系數(shù)為正但不顯著，說明風(fēng)險承擔(dān)能力對技術(shù)并購影響企業(yè)創(chuàng)新能力具有正向調(diào)節(jié)作用，即高新技術(shù)企業(yè)的風(fēng)險承擔(dān)能力較強時，會增強技術(shù)并購對企業(yè)創(chuàng)新能力的正向影響。高新技術(shù)企業(yè)技術(shù)并購較頻繁、規(guī)模較大，主并購企業(yè)越能基于經(jīng)驗和知識的積累，盡可能避免并購交易的不確定，加上企業(yè)承擔(dān)風(fēng)險能力較強，有利于進一步防范并購市場風(fēng)險，提高外部技術(shù)整合能力，從而增強高新技術(shù)企業(yè)創(chuàng)新能力。在模型7 和模型8 中，技術(shù)并購與風(fēng)險承擔(dān)能力的交互項系數(shù)為負，且技術(shù)并購規(guī)模的調(diào)節(jié)效應(yīng)結(jié)果為5%水平顯著，說明風(fēng)險承擔(dān)能力對技術(shù)并購影響企業(yè)創(chuàng)新效率具有負向調(diào)節(jié)作用，即高新技術(shù)企業(yè)的風(fēng)險承擔(dān)能力較強時，能有效減弱技術(shù)并購對企業(yè)創(chuàng)新效率的負向影響。高新技術(shù)企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)能力較高，意味著企業(yè)對技術(shù)并購風(fēng)險有較強的管控能力，在技術(shù)并購過程中能夠通過風(fēng)險管控機制，控制并購過程中的技術(shù)資源整合風(fēng)險，減少由于技術(shù)并購的失敗帶來的創(chuàng)新資源損失，有效控制技術(shù)并購對企業(yè)創(chuàng)新效率的負面影響，有效減弱技術(shù)并購對企業(yè)創(chuàng)新效率的抑制作用，從而降低技術(shù)并購對高新技術(shù)企業(yè)創(chuàng)新效率的負向影響。

3.4 穩(wěn)健性檢驗

為了增強上述研究結(jié)果的有效性，本文進行了穩(wěn)健性檢驗。將發(fā)明專利申請數(shù)替換專利申請總數(shù)，得到衡量高新技術(shù)企業(yè)創(chuàng)新能力的新指標；考慮到投入與產(chǎn)出之間可能存在時間差，在計算高新技術(shù)企業(yè)創(chuàng)新效率時，企業(yè)要素投入引起的產(chǎn)出的滯后期設(shè)置為時滯一年，檢驗高新技術(shù)企業(yè)當(dāng)年發(fā)生的技術(shù)并購對第二年企業(yè)創(chuàng)新效率的影響，然后對上文的模型重新進行回歸，得到的結(jié)果均與上文回歸結(jié)果沒有實質(zhì)性差異，即驗證了本文實證結(jié)果的穩(wěn)健性。

4 結(jié)論及啟示

本文使用2009-2021 年我國高新技術(shù)上市公司面板數(shù)據(jù)，對技術(shù)并購、風(fēng)險承擔(dān)能力與高新技術(shù)企業(yè)創(chuàng)新的關(guān)系進行了實證檢驗。研究結(jié)果表明：第一，我國高新技術(shù)企業(yè)創(chuàng)新能力較強，但企業(yè)創(chuàng)新效率普遍較低。第二，我國高新技術(shù)企業(yè)創(chuàng)新效率的提高更依賴于知識型投入，科研人員投入對企業(yè)創(chuàng)新效率的貢獻大于研發(fā)資金投入，高新技術(shù)企業(yè)創(chuàng)新增長屬于知識型增長。第三，我國高新技術(shù)企業(yè)技術(shù)并購次數(shù)和規(guī)模對企業(yè)創(chuàng)新能力的影響均為正，但對企業(yè)創(chuàng)新效率有顯著的負向影響。第四，在風(fēng)險承擔(dān)能力的調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗中，風(fēng)險承擔(dān)能力對技術(shù)并購規(guī)模與企業(yè)創(chuàng)新效率有顯著的調(diào)節(jié)作用，即提高企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)能力，能有效減弱高新技術(shù)企業(yè)技術(shù)并購規(guī)模對企業(yè)創(chuàng)新效率的負向影響；風(fēng)險承擔(dān)能力對技術(shù)并購次數(shù)與企業(yè)創(chuàng)新效率有負向調(diào)節(jié)傾向，也未通過顯著性檢驗；風(fēng)險承擔(dān)能力對技術(shù)并購與企業(yè)創(chuàng)新能力二者的關(guān)系沒有顯著的調(diào)節(jié)效應(yīng)。

根據(jù)以上的研究結(jié)論，本文得到以下政策啟示：第一，政府在鼓勵高新技術(shù)行業(yè)進行并購重組時，須注重提高企業(yè)創(chuàng)新能力，同時也應(yīng)提升企業(yè)創(chuàng)新效率。政府應(yīng)鼓勵有市場競爭力的高新技術(shù)企業(yè)進行技術(shù)并購，加大對高新技術(shù)企業(yè)研發(fā)經(jīng)費的扶持和監(jiān)管，發(fā)揮政府研發(fā)經(jīng)費的有效性，鼓勵高新技術(shù)企業(yè)建立一套技術(shù)創(chuàng)新能力和效率指標體系，有效提升高新技術(shù)企業(yè)創(chuàng)新績效。第二，進一步優(yōu)化高新技術(shù)行業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新環(huán)境，完善科研人員的創(chuàng)新激勵機制。加大高新技術(shù)企業(yè)的產(chǎn)權(quán)改革力度，積極推進產(chǎn)權(quán)結(jié)構(gòu)多元化，建立有效的開放式創(chuàng)新平臺，鼓勵企業(yè)開展產(chǎn)學(xué)研合作，通過內(nèi)外部研發(fā)體系的相互支撐，激發(fā)高新技術(shù)企業(yè)研發(fā)人員的創(chuàng)新積極性。第三，理性權(quán)衡高新技術(shù)企業(yè)并購過程的風(fēng)險性，適當(dāng)鼓勵企業(yè)提高技術(shù)并購規(guī)模，強化技術(shù)并購后的知識整合能力和效率。企業(yè)應(yīng)理性權(quán)衡技術(shù)并購活動的風(fēng)險和收益，在對企業(yè)的各種資源和能力進行科學(xué)估計的基礎(chǔ)上，加強企業(yè)應(yīng)對風(fēng)險的能力，建立一整套風(fēng)險防御系統(tǒng)和風(fēng)險應(yīng)對機制，使得企業(yè)在并購過程中對知識吸收、并購資源整合更加從容有效，從而促使企業(yè)將更多資源轉(zhuǎn)移到技術(shù)創(chuàng)新的實質(zhì)提升方面。