? 田畢飛 鄒 昕

(1 中南財經(jīng)政法大學(xué)工商管理學(xué)院 武漢 430073；2 武漢大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院 武漢 430072)

1.引言

近年來，隨著“一帶一路”倡議的持續(xù)推進(jìn)，中國企業(yè)對外直接投資(OFDI)蓬勃發(fā)展。然而，部分西方國家將中國企業(yè)OFDI污名化為“新馬歇爾計劃”，鼓吹“中國威脅論”，并對中國企業(yè)OFDI持歧視性態(tài)度，嚴(yán)重打擊了中國企業(yè)的投資信心。在此背景下，深入研究中國企業(yè)OFDI對東道國的影響至關(guān)重要。眾所周知，OFDI主要包括綠地投資和跨國并購兩種模式。自20世紀(jì)90年代以來，跨國并購已成為外資進(jìn)入東道國的重要模式。根據(jù)《2022年世界投資報告》，跨國并購是推動全球投資增長和復(fù)蘇的重要力量，全球OFDI總額的75%來自于并購交易和留存收益。同時，跨國并購在中國OFDI中的地位也日益攀升。2003—2020年，中國企業(yè)跨國并購?fù)顿Y規(guī)模和數(shù)量波動上升，在OFDI總額中的占比由3.76%躍升至52.72%，并于2006年、2010年和2020年三次超過綠地投資規(guī)模。特別是在綠地投資規(guī)模近年來受疫情沖擊大幅下降的情形下，中國企業(yè)跨國并購規(guī)模不降反升，呈現(xiàn)出強(qiáng)有力的發(fā)展態(tài)勢(1)數(shù)據(jù)來源于FDI Markets數(shù)據(jù)庫和Zephyr數(shù)據(jù)庫。。當(dāng)前，隨著管理型經(jīng)濟(jì)向創(chuàng)業(yè)型經(jīng)濟(jì)的轉(zhuǎn)變，全球各國愈發(fā)重視創(chuàng)業(yè)帶來的社會效益，并將外商直接投資(FDI)視為激發(fā)當(dāng)?shù)貏?chuàng)業(yè)的動力源之一。其中，跨國并購傾向于解決企業(yè)面臨的戰(zhàn)略瓶頸(范黎波等，2014)，能夠產(chǎn)生比綠地投資更大、更快的知識溢出效應(yīng)(謝運(yùn)，2012)，為潛在創(chuàng)業(yè)者學(xué)習(xí)和升級技術(shù)提供更有力的保障。此外，不同于綠地投資，跨國并購?fù)ǔo法享受外資優(yōu)惠政策(李國學(xué)，2013)，不會擠占當(dāng)?shù)仄髽I(yè)的生存空間，更可能顯著影響東道國創(chuàng)業(yè)。因此，研究中國企業(yè)跨國并購對東道國創(chuàng)業(yè)的影響既緊迫又必要。

現(xiàn)有文獻(xiàn)較少涉及本國作為FDI的母國即OFDI對東道國創(chuàng)業(yè)的影響，更多關(guān)注的是本國作為FDI的流入國對本國創(chuàng)業(yè)的影響，且研究結(jié)論各異。促進(jìn)論認(rèn)為FDI能積極影響國內(nèi)創(chuàng)業(yè)(Munemo，2018；許和連和梁亞芬，2019)和國際創(chuàng)業(yè)(田畢飛等，2018)，阻礙論則認(rèn)為FDI會擠出創(chuàng)業(yè)(Goel，2018)，且程度因勞動力素質(zhì)(Berrill et al.，2020)、創(chuàng)業(yè)類型(Feng，2021)等因素而異。此外，還有文獻(xiàn)認(rèn)為FDI與創(chuàng)業(yè)存在非線性關(guān)系(田畢飛和陳紫若，2016；王佳等，2021)。目前關(guān)于跨國并購與創(chuàng)業(yè)的研究相對零散，Danakol等(2017)著眼于總體，通過運(yùn)用70個國家的滯后數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)跨國并購會對國內(nèi)創(chuàng)業(yè)產(chǎn)生負(fù)面影響，且在發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)體和制造業(yè)中表現(xiàn)得更為明顯。Lougui和Brostr?m(2021)側(cè)重于人員流動效應(yīng)，重點(diǎn)探討了包括跨國并購在內(nèi)的并購行為對瑞典公司員工創(chuàng)業(yè)的影響。李思儒等(2022)則進(jìn)一步聚焦于特定類型的跨國并購，指出數(shù)字型跨國并購能夠正向影響創(chuàng)業(yè)決策和創(chuàng)業(yè)質(zhì)量。

也有學(xué)者研究了中國企業(yè)跨國并購與東道國的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)中國企業(yè)跨國并購對東道國存在多方面的積極效應(yīng)。例如，牛華等(2020)認(rèn)為，相較于綠地投資，中國企業(yè)跨國并購能更顯著地改善東道國收入分配格局，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)包容性增長。景光正和盛斌(2021)指出，引入跨國并購能顯著提高東道國在全球價值鏈中的分工地位。肖建忠等(2021)發(fā)現(xiàn)，跨國并購比綠地投資更有利于形成中國企業(yè)對“一帶一路”沿線國家能源投資的良性循環(huán)，從而實現(xiàn)長期合作共贏。然而，現(xiàn)有文獻(xiàn)并未關(guān)注中國企業(yè)跨國并購對東道國創(chuàng)業(yè)的影響。

鑒于現(xiàn)有研究的不足，本文擬探討中國企業(yè)跨國并購與東道國創(chuàng)業(yè)的關(guān)系。本文的貢獻(xiàn)主要體現(xiàn)在以下三個方面。第一，將跨國并購與創(chuàng)業(yè)結(jié)合起來，以中國作為投資母國，從理論上分析了中國企業(yè)跨國并購對東道國創(chuàng)業(yè)的非線性影響。第二，揭示了中國企業(yè)跨國并購影響東道國創(chuàng)業(yè)的具體機(jī)制及其異質(zhì)性，深化了學(xué)術(shù)界對于中國等新興經(jīng)濟(jì)體對外直接投資效應(yīng)的認(rèn)識。第三，有力回?fù)袅恕爸袊{論”“新殖民主義論”等不實言論，為中國政府引導(dǎo)跨國并購、中國企業(yè)開展跨國并購以及東道國利用中國投資提供了思路。

2.理論分析與研究假設(shè)

2.1 跨國并購與東道國創(chuàng)業(yè)

有關(guān)FDI與創(chuàng)業(yè)之間關(guān)系的探討由來已久，但并無定論，主要包括擠入效應(yīng)和擠出效應(yīng)兩種觀點(diǎn)。近年來，越來越多的研究發(fā)現(xiàn)二者之間可能存在非線性關(guān)系，認(rèn)為FDI對創(chuàng)業(yè)的影響是擠入效應(yīng)和擠出效應(yīng)兩種力量相互作用的結(jié)果(田畢飛和陳紫若，2016；陳強(qiáng)遠(yuǎn)等，2021)?？鐕①徸鳛镕DI的主要形式之一，同樣會對創(chuàng)業(yè)產(chǎn)生擠入和擠出兩種效應(yīng)。

一方面，跨國并購?fù)ㄟ^技術(shù)溢出、人員流動和適度競爭促進(jìn)東道國創(chuàng)業(yè)。在技術(shù)溢出方面，F(xiàn)DI溢出效應(yīng)理論認(rèn)為跨國企業(yè)能夠發(fā)揮示范作用，向東道國傳播先進(jìn)的經(jīng)驗、技術(shù)和知識。創(chuàng)業(yè)知識溢出理論指出，新知識正是創(chuàng)業(yè)機(jī)會的重要來源(Danakol et al.，2017)。不同于綠地投資，跨國并購無需在東道國從零開始建廠，而是直接在并購標(biāo)的基礎(chǔ)上獲得屬地優(yōu)勢，這能夠加快知識傳播和技術(shù)擴(kuò)散的速度，提升東道國相關(guān)行業(yè)的技術(shù)競爭力和研發(fā)創(chuàng)新水平(Otchere &Oldford，2018)，進(jìn)而促進(jìn)東道國創(chuàng)業(yè)。在人員流動方面，由于跨國并購?fù)瓿珊笮枰喜①彉?biāo)的，這一過程既可能導(dǎo)致直接的人員流動，也可能因為理念差異增強(qiáng)員工的離職傾向，從而導(dǎo)致間接的人員流動。從直接的人員流動上看，Siegel和Simons(2010)認(rèn)為并購是對員工的一種再分配，通常會伴隨著裁員。Ataullah等(2014)也指出，相較于原公司，并購方往往更愿意以違背原公司勞動合同的方式解雇員工，從而降低勞動力成本，提高企業(yè)運(yùn)營效率。這些被迫失業(yè)的員工為了獲得新的收入來源，可能會不得不選擇開展創(chuàng)業(yè)活動。從間接的人員流動上看，員工在考量企業(yè)經(jīng)營理念、自身權(quán)利以及發(fā)展前景等一系列變化后，可能會選擇主動離職進(jìn)行創(chuàng)業(yè)。Kim(2022)的研究表明，并購會增加企業(yè)高管的流動比率，這種現(xiàn)象在員工格外注重自主性和獨(dú)立性的初創(chuàng)公司中表現(xiàn)得尤為明顯。Lougui和Brostr?m(2021)也認(rèn)為，并購在管理上面臨著嚴(yán)峻的挑戰(zhàn)，員工很可能會因為個人愿望與公司管理層觀念的不匹配而選擇運(yùn)用原公司的客戶等資源開展自主創(chuàng)業(yè)。在競爭方面，適度的跨國并購能起到活躍經(jīng)濟(jì)、促進(jìn)發(fā)展的作用?？鐕髽I(yè)通常會因生產(chǎn)率較高而在市場中獲得優(yōu)勢，這會倒逼東道國企業(yè)改進(jìn)技術(shù)和提高效率，從而有利于創(chuàng)造商機(jī)。此外，并購標(biāo)的原股東在獲得交易金額后，可能會再次選擇進(jìn)行投資(李昶等，2015)，這同樣能促進(jìn)東道國創(chuàng)業(yè)。

另一方面，跨國并購也會因為技術(shù)保護(hù)、工資提高和過度競爭阻礙東道國創(chuàng)業(yè)。在技術(shù)保護(hù)方面，跨國并購本質(zhì)上屬于逐利性活動，傳播知識并不是其主要目的。實際上，由于跨國并購企業(yè)對自身擁有的知識具有一定的壟斷性，這使其給東道國帶來的真實知識技術(shù)溢出遠(yuǎn)不及預(yù)期，無法真正促進(jìn)東道國創(chuàng)業(yè)。何映昆和曾剛(2003)指出，跨國并購中存在著技術(shù)轉(zhuǎn)讓陷阱，會使東道國產(chǎn)業(yè)進(jìn)步對外部技術(shù)流入產(chǎn)生依賴，這反而不利于培養(yǎng)本土企業(yè)的創(chuàng)新能力。李昶等(2015)的研究同樣表明，跨國并購帶來的可能只是技術(shù)提升的假象，其本質(zhì)上是高技術(shù)水平的外資企業(yè)對低技術(shù)水平的本土企業(yè)的擠出。此外，姚戰(zhàn)琪(2006)通過比較綠地投資和跨國并購產(chǎn)生的技術(shù)溢出效應(yīng)發(fā)現(xiàn)，跨國并購的技術(shù)轉(zhuǎn)讓程度還會受到股權(quán)比例的制約，產(chǎn)生的技術(shù)溢出沒有綠地投資多。在工資提高方面，跨國并購過程中無意識的知識流動會提高員工的勞動效率，從而相應(yīng)地提高員工工資(Clougherty et al.，2014)。同時，跨國并購企業(yè)還會為了防止知識外溢或人才流失，選擇使用提高工資的方式吸引員工留下(Orefice et al.，2021)。根據(jù)職業(yè)選擇理論，當(dāng)勞動者認(rèn)為當(dāng)前的工作符合自身的職業(yè)期望時，他們會選擇繼續(xù)被雇用，而不會選擇創(chuàng)業(yè)。在競爭方面，過度的跨國并購嚴(yán)重擠壓本土企業(yè)的生存空間，削弱本土企業(yè)的競爭力，從而阻礙東道國創(chuàng)業(yè)。葉生洪等(2016)的研究表明，無論本土企業(yè)處于何種規(guī)模，跨國并購都會對其長期競爭力產(chǎn)生顯著的抑制效應(yīng)。Otchere和Oldford(2018)也指出，跨國并購會改變行業(yè)競爭所處的平衡狀態(tài)，提高并購標(biāo)的在行業(yè)中的競爭地位，從而不利于新企業(yè)的創(chuàng)建。

綜上所述，跨國并購與東道國創(chuàng)業(yè)之間存在非線性關(guān)系。初期隨著投資總額的增加，跨國并購帶來知識溢出、人員流動和適度競爭，東道國創(chuàng)業(yè)活躍度也相應(yīng)上升，此時以擠入效應(yīng)為主。但當(dāng)投資總額過大時，跨國企業(yè)在東道國的占比過高，會吸納更多的本土就業(yè)，并憑借自身優(yōu)勢提高行業(yè)進(jìn)入門檻，東道國創(chuàng)業(yè)活躍度相應(yīng)下降，此時以擠出效應(yīng)為主?；谏鲜隼碚摲治?，本文提出假設(shè)：

H1：中國企業(yè)跨國并購對東道國創(chuàng)業(yè)呈倒U形效應(yīng)。

2.2 創(chuàng)業(yè)意愿的中介作用

創(chuàng)業(yè)意愿是一種主觀態(tài)度，會受到市場環(huán)境、創(chuàng)業(yè)機(jī)會和個人特征等因素的影響。跨國并購作為一項沖擊，涉及基于標(biāo)的企業(yè)的整合擴(kuò)充等一系列行為，將從內(nèi)、外部兩個層面影響東道國創(chuàng)業(yè)意愿。在企業(yè)內(nèi)部，中國企業(yè)跨國并購在很大程度上會激發(fā)核心員工的創(chuàng)業(yè)意愿。一方面，中國企業(yè)跨國并購主要流向發(fā)達(dá)國家和地區(qū)，具有逆向投資特征(孫靈希和儲曉茜，2018)，這使其不得不面臨“來源國劣勢”的挑戰(zhàn)。由于容易遭受有關(guān)能力和合法性的質(zhì)疑(楊勃和劉娟，2020)，中國企業(yè)將更難以獲得標(biāo)的企業(yè)員工的認(rèn)可。另一方面，核心員工所掌握的先進(jìn)技術(shù)和社會網(wǎng)絡(luò)資源為其提供了豐富的創(chuàng)業(yè)初始資本(于海云等，2015)。當(dāng)出現(xiàn)理念沖突或不滿現(xiàn)狀的情況時，并購會被視為創(chuàng)業(yè)機(jī)會，成為核心員工萌生創(chuàng)業(yè)意愿的重要拉動因素(Lougui &Brostr?m，2021)。此外，員工創(chuàng)業(yè)意愿的強(qiáng)弱還與并購規(guī)模有關(guān)。員工創(chuàng)業(yè)現(xiàn)象在小規(guī)模企業(yè)中更為常見(Yeganegi et al.，2022)，而大規(guī)模并購?fù)ㄟ^與經(jīng)驗豐富的機(jī)構(gòu)投資者合作，能更靈活地采用留任激勵和實行獨(dú)立運(yùn)營等方式阻止員工創(chuàng)業(yè)(Zhang et al.，2018)。在企業(yè)外部，中國企業(yè)跨國并購能通過拓展市場范圍提供創(chuàng)業(yè)機(jī)會，增強(qiáng)東道國創(chuàng)業(yè)意愿。中國國內(nèi)市場規(guī)模獨(dú)具優(yōu)勢，是促成并購交易的加分項(趙劍波和呂鐵，2016)。中方并購搭建了溝通雙方的有效橋梁，新市場和新需求為孕育潛在企業(yè)家營造了良好的環(huán)境。然而，中國企業(yè)的勞動力需求和競爭強(qiáng)度也會減弱東道國創(chuàng)業(yè)意愿。為獲取戰(zhàn)略性資產(chǎn)，中國企業(yè)愿意以支付高工資的方式集聚本土技術(shù)人才，這會降低創(chuàng)業(yè)選擇的吸引力，并增加新創(chuàng)企業(yè)的用工成本和雇傭難度(Chen &Zhou，2023)。隨著并購規(guī)模的擴(kuò)大，中國企業(yè)的勞動力需求會進(jìn)一步增加，交易中“強(qiáng)強(qiáng)聯(lián)合”的可能性也會有所提升，這將加劇競爭壓力，提高創(chuàng)業(yè)門檻。

創(chuàng)業(yè)意愿是預(yù)測創(chuàng)業(yè)行為的有效指標(biāo)(何良興和張玉利，2022)。首先，創(chuàng)業(yè)意愿是創(chuàng)業(yè)行為形成的關(guān)鍵前提。計劃行為理論和創(chuàng)業(yè)事件模型作為解釋創(chuàng)業(yè)意圖的核心理論(Schlaegel &Koenig，2014)，常用于探討二者關(guān)系(王季等，2020)。這兩種理論都肯定了意愿之于行為的重要前置作用，即當(dāng)個體擁有一定強(qiáng)度的創(chuàng)業(yè)意愿時，創(chuàng)業(yè)行為才更可能發(fā)生(何良興和張玉利，2020)。例如，Gieure等(2020)通過測試計劃行為理論的有效性，肯定了創(chuàng)業(yè)意圖對個人創(chuàng)業(yè)行為的積極影響。其次，創(chuàng)業(yè)行為是創(chuàng)業(yè)意愿發(fā)展的目標(biāo)導(dǎo)向。當(dāng)擁有創(chuàng)業(yè)意愿時，個體會有意識地向落實創(chuàng)業(yè)行為而努力。例如，宋國學(xué)(2022)以大學(xué)生為研究對象，發(fā)現(xiàn)行動導(dǎo)向能有效促成創(chuàng)業(yè)意愿向創(chuàng)業(yè)行為的轉(zhuǎn)化?；谏鲜隼碚摲治?，本文提出假設(shè)：

H2：中國企業(yè)跨國并購?fù)ㄟ^倒U形關(guān)系影響東道國創(chuàng)業(yè)意愿，并通過創(chuàng)業(yè)意愿的中介作用對東道國創(chuàng)業(yè)產(chǎn)生倒U形影響。

2.3 制度環(huán)境的調(diào)節(jié)作用

基于對擠入效應(yīng)和擠出效應(yīng)的綜合分析，本文闡述了中國企業(yè)跨國并購對東道國創(chuàng)業(yè)的倒U形效應(yīng)。然而，影響東道國創(chuàng)業(yè)的因素眾多。東道國創(chuàng)業(yè)除了會受到跨國并購的影響，還會受到自身制度環(huán)境的制約。根據(jù)新制度經(jīng)濟(jì)學(xué)的觀點(diǎn)，社會制度在促進(jìn)和阻礙創(chuàng)業(yè)方面發(fā)揮著關(guān)鍵性作用(Burns &Fuller，2020)。因此，中國企業(yè)跨國并購與東道國創(chuàng)業(yè)的關(guān)系可能因為東道國制度環(huán)境的不同而存在顯著差異。

制度環(huán)境可分為管制環(huán)境、認(rèn)知環(huán)境和規(guī)范環(huán)境(Kostova &Roth，2002)。管制環(huán)境是指激勵或約束特定行為的法律法規(guī)，具體表現(xiàn)為東道國在融資、稅收和公共政策方面對創(chuàng)業(yè)的支持程度。當(dāng)東道國管制環(huán)境水平較低時，政府對創(chuàng)業(yè)的政策支持力度不足，潛在創(chuàng)業(yè)者不僅面臨著一系列資源約束，而且還會受到尋租行為的挑戰(zhàn)(陳成夢等，2022)，創(chuàng)業(yè)阻礙多且難度大。此時，即使中國企業(yè)跨國并購帶來了知識溢出、人員流動和有效競爭，東道國居民也很可能會因為阻力過大而放棄創(chuàng)業(yè)，這使得中國企業(yè)跨國并購對東道國創(chuàng)業(yè)的促進(jìn)作用被弱化。隨著東道國管制水平的不斷提高，政府通過提供更多類型的信貸工具以及簡化創(chuàng)業(yè)程序等方式，能夠盡可能地減少市場中的創(chuàng)業(yè)阻礙(Aparicio et al.，2016)。此時，即使中國企業(yè)跨國并購會因技術(shù)保護(hù)、工資提高和過度競爭擠出本土企業(yè)，東道國的新創(chuàng)企業(yè)也能在政府政策的支持下提高存活率，這使得中國企業(yè)跨國并購對東道國創(chuàng)業(yè)的阻礙作用被弱化。基于上述理論分析，本文提出假設(shè)：

H3：東道國管制環(huán)境削弱了中國企業(yè)跨國并購對東道國創(chuàng)業(yè)的倒U形效應(yīng)。

認(rèn)知環(huán)境是指人們用于解釋特定現(xiàn)象的社會共識，具體表現(xiàn)為東道國在教育方面對創(chuàng)業(yè)的支持程度，與人們的創(chuàng)業(yè)技能和創(chuàng)業(yè)信心密不可分。當(dāng)東道國認(rèn)知環(huán)境水平較低時，當(dāng)?shù)鼐用袼芰私獾膭?chuàng)業(yè)知識相對有限，大部分人不僅缺少對創(chuàng)業(yè)機(jī)會的敏感度，而且缺少創(chuàng)業(yè)技能和經(jīng)驗，對創(chuàng)辦和管理企業(yè)的方式知之甚少。這將在無形中抬高創(chuàng)業(yè)成本，削弱當(dāng)?shù)貏?chuàng)業(yè)積極性(Yang et al.，2020)。此時，即使中國企業(yè)跨國并購能夠通過傳播先進(jìn)的技術(shù)和經(jīng)驗為東道國帶來商機(jī)，當(dāng)?shù)鼐用褚矔蚴芟抻谀芰Χy以開展創(chuàng)業(yè)活動，這使得中國企業(yè)跨國并購對東道國創(chuàng)業(yè)的促進(jìn)作用被弱化。隨著東道國認(rèn)知環(huán)境水平的不斷提高，東道國的創(chuàng)業(yè)教育趨于完善，這有助于培育良好的創(chuàng)業(yè)氛圍(任勝鋼等，2017)。通過學(xué)習(xí)，當(dāng)?shù)鼐用衲軌蛴行嵘齽?chuàng)業(yè)技能，從而提振創(chuàng)業(yè)信心。已有研究表明，對自身技能的信心在創(chuàng)辦新企業(yè)中發(fā)揮著重要作用(Estrin &Mickiewicz，2012)。同時，具有較高認(rèn)知環(huán)境水平的東道國通常有許多專業(yè)協(xié)會和中介機(jī)構(gòu)，能夠幫助新企業(yè)解決常見問題，從而提升新企業(yè)的存活率。此外，當(dāng)東道國認(rèn)知環(huán)境水平較高時，政府將會更加重視本土企業(yè)與跨國企業(yè)之間的聯(lián)系，鼓勵本土企業(yè)與跨國企業(yè)積極互動，以此增加學(xué)習(xí)機(jī)會(Yang et al.，2023)，這能在一定程度上削弱跨國并購企業(yè)因知識保護(hù)而對東道國創(chuàng)業(yè)產(chǎn)生的阻礙作用。基于上述理論分析，本文提出假設(shè)：

H4：東道國認(rèn)知環(huán)境削弱了中國企業(yè)跨國并購對東道國創(chuàng)業(yè)的倒U形效應(yīng)。

規(guī)范環(huán)境是指人們對于特定行為的價值觀和信仰，具體表現(xiàn)為東道國在社會文化方面對創(chuàng)業(yè)的支持程度，與人們對待創(chuàng)業(yè)的態(tài)度密不可分。當(dāng)東道國規(guī)范環(huán)境水平較低時，創(chuàng)業(yè)者在社會中的地位不高，當(dāng)?shù)鼐用癫⒉徽J(rèn)為創(chuàng)業(yè)是一種明智的選擇。隨著東道國規(guī)范環(huán)境水平的不斷提高，當(dāng)?shù)鼐用駥?chuàng)業(yè)的認(rèn)可程度也會相應(yīng)提高，成功創(chuàng)業(yè)者的社會地位逐漸得到認(rèn)可，這能在一定程度上降低居民創(chuàng)業(yè)選擇的心理壓力及對創(chuàng)業(yè)失敗的恐懼。已有研究表明，懼怕失敗會影響居民的創(chuàng)業(yè)意愿(Wyrwich et al.，2016)。因此，較高的規(guī)范環(huán)境水平有利于強(qiáng)化中國企業(yè)跨國并購對當(dāng)?shù)貏?chuàng)業(yè)的促進(jìn)作用，幫助當(dāng)?shù)鼐用癜盐丈虣C(jī)。但當(dāng)東道國規(guī)范環(huán)境水平過高時，社會中的冒險傾向趨于激進(jìn)(Clarke &Liesch，2017)，當(dāng)?shù)鼐用窨赡軙龀霾缓侠淼耐顿Y決策。換句話說，即使市場中不確定性因素較多，當(dāng)?shù)鼐用袢匀豢赡苓x擇創(chuàng)業(yè)，這種盲目性的創(chuàng)業(yè)行為更可能遭受中國企業(yè)跨國并購對東道國創(chuàng)業(yè)產(chǎn)生的不利影響?；谏鲜隼碚摲治?，本文提出假設(shè)：

H5：東道國規(guī)范環(huán)境強(qiáng)化了中國企業(yè)跨國并購對東道國創(chuàng)業(yè)的倒U形效應(yīng)。

3.模型設(shè)定、變量選擇與數(shù)據(jù)來源

3.1 模型設(shè)定

3.1.1 基準(zhǔn)回歸模型

本文首先探討中國企業(yè)跨國并購是否影響東道國創(chuàng)業(yè)。為檢驗假設(shè)H1，本文構(gòu)建基準(zhǔn)回歸模型如下：

(1)

3.1.2 中介效應(yīng)模型

本文其次探討中國企業(yè)跨國并購如何影響東道國創(chuàng)業(yè)。考慮到中國企業(yè)跨國并購與東道國創(chuàng)業(yè)之間可能存在非線性關(guān)系，為檢驗假設(shè)H2，本文采用Edwards和Lambert(2007)提出的調(diào)節(jié)路徑分析方法，構(gòu)建非線性中介效應(yīng)模型如下：

(2)

(3)

其中，Mit為中介變量，即東道國創(chuàng)業(yè)意愿，其余變量設(shè)定與式(1)保持一致。具體而言，式(2)用于檢驗中國企業(yè)跨國并購與東道國創(chuàng)業(yè)意愿的非線性關(guān)系，式(3)用于檢驗東道國創(chuàng)業(yè)意愿在中國企業(yè)跨國并購與東道國創(chuàng)業(yè)的非線性關(guān)系中發(fā)揮的中介作用。

3.1.3 調(diào)節(jié)效應(yīng)模型

本文最后探討制度環(huán)境對中國企業(yè)跨國并購與東道國創(chuàng)業(yè)之間關(guān)系的影響。為檢驗假設(shè)H3、H4和H5，本文在式(1)的基礎(chǔ)上分別加入管制環(huán)境、認(rèn)知環(huán)境和規(guī)范環(huán)境與中國企業(yè)跨國并購總額一次項及二次項的交互項，并對交互項進(jìn)行中心化處理，構(gòu)建調(diào)節(jié)效應(yīng)模型如下：

(4)

(5)

(6)

其中，Regit為管制環(huán)境，Cogit為認(rèn)知環(huán)境，Norit為規(guī)范環(huán)境，其余變量設(shè)定與式(1)一致。

3.2 變量選擇

3.2.1 被解釋變量

被解釋變量為創(chuàng)業(yè)活躍度(TEA)?，F(xiàn)有研究主要采用早期創(chuàng)業(yè)活動指標(biāo)(TEA)、新企業(yè)注冊數(shù)量和新企業(yè)注冊密度等指標(biāo)衡量一國的創(chuàng)業(yè)水平。其中，TEA指標(biāo)來源于全球創(chuàng)業(yè)觀察(GEM)，新企業(yè)注冊數(shù)量和新企業(yè)注冊密度來源于世界銀行。相較于世界銀行的數(shù)據(jù)，GEM提供的數(shù)據(jù)具有可比性強(qiáng)和內(nèi)容豐富的優(yōu)勢。一方面，二者的統(tǒng)計口徑不同。GEM是以問卷形式統(tǒng)計各國創(chuàng)業(yè)人口占比的一項全球性調(diào)查，而世界銀行統(tǒng)計的是各國正式注冊的有限責(zé)任公司的數(shù)量。由于各國對于注冊有限責(zé)任公司的標(biāo)準(zhǔn)不一，新企業(yè)注冊數(shù)量和新企業(yè)注冊密度在衡量創(chuàng)業(yè)情況時缺少可比性，而TEA指標(biāo)作為成年人口問卷調(diào)查(APS)的結(jié)果，能在一定程度上解決跨國研究數(shù)據(jù)的可比性問題(Hong et al.，2021)。另一方面，二者的統(tǒng)計內(nèi)容不同。世界銀行僅考慮了正式創(chuàng)業(yè)，忽略了非正式創(chuàng)業(yè)。GEM不僅包括了正式創(chuàng)業(yè)和非正式創(chuàng)業(yè)，而且還區(qū)分了不同創(chuàng)業(yè)動機(jī)、創(chuàng)業(yè)階段和創(chuàng)業(yè)者性別，便于從多個角度全面衡量一國的創(chuàng)業(yè)情況?；谏鲜龇治?，本文最終選擇使用TEA指標(biāo)來衡量東道國創(chuàng)業(yè)活躍度，即18～64歲新創(chuàng)業(yè)者或新企業(yè)擁有者的人口占比。

3.2.2 解釋變量

解釋變量為中國企業(yè)跨國并購總額的對數(shù)(MA)?？鐕①徰芯恐谐Ｓ玫臄?shù)據(jù)庫有SDC Platinum數(shù)據(jù)庫和Zephyr數(shù)據(jù)庫，二者均以交易事件為單位呈現(xiàn)全球并購情況，提供包括交易雙方、交易狀態(tài)以及交易金額在內(nèi)的一系列內(nèi)容。根據(jù)數(shù)據(jù)庫特點(diǎn)，本文基于跨國并購事件，通過加總交易金額得到各年度各國接受的中國企業(yè)跨國并購總額，單位為百萬美元。由于存在小于100萬美元的跨國并購總額，本文統(tǒng)一對數(shù)據(jù)進(jìn)行加一取對數(shù)處理。另外，考慮到除絕對數(shù)指標(biāo)以外，現(xiàn)有文獻(xiàn)也常采用相對數(shù)指標(biāo)衡量中國企業(yè)對外直接投資水平，因此，本文在穩(wěn)健性檢驗中引入中國企業(yè)跨國并購總額與東道國國內(nèi)生產(chǎn)總值之比作為替代性指標(biāo)。

3.2.3 中介變量

創(chuàng)業(yè)意愿能夠反映一國居民對待創(chuàng)業(yè)的主觀態(tài)度和潛在企業(yè)家數(shù)量?，F(xiàn)有研究大多集中于單一國家或指定群體，采用問卷或量表采集創(chuàng)業(yè)意愿數(shù)據(jù)(Esfandiar et al.，2019)。GEM以APS問卷為基礎(chǔ)，提供了可供跨國比較的創(chuàng)業(yè)意愿數(shù)據(jù)。因此，本文選取該數(shù)據(jù)衡量東道國的創(chuàng)業(yè)意愿(Intention)，具體涵蓋18～64歲計劃在三年內(nèi)創(chuàng)業(yè)的潛在企業(yè)家的人口占比。

3.2.4 調(diào)節(jié)變量

本文借鑒田畢飛等(2018)的方法，運(yùn)用GEM的國家層面專家問卷調(diào)查(NES)數(shù)據(jù)來衡量東道國的制度環(huán)境。NES問卷中的A問項、B問項(2)B問項中具體包含B1和B2兩個維度，分別側(cè)重于政府支持政策和政府稅收政策。和I問項分別體現(xiàn)了東道國在融資、公共政策和社會文化方面對創(chuàng)業(yè)的支持程度?；诖?，本文中的管制環(huán)境(Reg)用A問項和B問項的總體均值來衡量，規(guī)范環(huán)境(Nor)用I問項的總體均值來衡量。在田畢飛等(2018)的研究中，L問項體現(xiàn)了東道國居民對創(chuàng)業(yè)技能的掌握程度，用于衡量認(rèn)知維度。但是L問項自2014年起不再進(jìn)行統(tǒng)計，因此本文借鑒陳成夢等(2022)的方法，使用NES問卷中D問項(3)D問項中具體包含D1和D2兩個維度，分別側(cè)重于學(xué)校階段的創(chuàng)業(yè)教育和畢業(yè)后的創(chuàng)業(yè)教育。的總體均值衡量認(rèn)知環(huán)境(Cog)，該問項體現(xiàn)的是東道國在教育方面對創(chuàng)業(yè)的支持程度。需要注意的是，NES調(diào)查提供了包括5分制、7分制和9分制在內(nèi)的三種評分標(biāo)準(zhǔn)，其中僅5分制具有時間可比性。然而，5分制的相關(guān)數(shù)據(jù)目前僅披露至2020年。因此，調(diào)節(jié)變量的時間范圍為2001—2020年。

3.2.5 控制變量

基于創(chuàng)業(yè)折中理論(Audretsch et al.，2002)和現(xiàn)有研究(Danakol et al.，2017；田畢飛等，2018)，本文納入以下控制變量。一是除中國外的他國企業(yè)跨國并購總額的對數(shù)(Ma_other)，用樣本期內(nèi)東道國接受到的跨國并購總額減去來自中國企業(yè)的跨國并購總額來衡量，并進(jìn)行加一取對數(shù)處理。二是經(jīng)濟(jì)增長率(Gdpgr)，用基于固定當(dāng)?shù)刎泿诺氖袌鰞r格計算的國內(nèi)生產(chǎn)總值年增長率來衡量。三是已建立企業(yè)率(Ebo)，用18～64歲擁有企業(yè)并支付工資已經(jīng)超過42個月的人口占比來衡量。四是創(chuàng)業(yè)成本(Cost)，用企業(yè)注冊成本占人均國民總收入的比例來衡量。

3.3 數(shù)據(jù)來源與描述性統(tǒng)計

本文以2001—2021年59個國家(4)59個國家包括安哥拉、阿根廷、澳大利亞、奧地利、巴巴多斯、比利時、玻利維亞、巴西、加拿大、智利、哥倫比亞、克羅地亞、塞浦路斯、捷克、丹麥、埃及、芬蘭、法國、德國、加納、希臘、匈牙利、印度、印度尼西亞、愛爾蘭、以色列、意大利、牙買加、日本、哈薩克斯坦、拉脫維亞、盧森堡、馬來西亞、墨西哥、摩洛哥、荷蘭、挪威、巴拿馬、秘魯、波蘭、葡萄牙、俄羅斯、沙特阿拉伯、新加坡、斯洛伐克、斯洛文尼亞、南非、韓國、西班牙、瑞典、瑞士、泰國、土耳其、烏干達(dá)、阿聯(lián)酋、英國、美國、烏拉圭、越南。的非平衡面板數(shù)據(jù)為樣本。選取該時間范圍的主要原因在于，作為被解釋變量的TEA指標(biāo)在國家層面的詳細(xì)調(diào)查數(shù)據(jù)僅限于2001—2021年。具體而言，創(chuàng)業(yè)活躍度、創(chuàng)業(yè)意愿、管制環(huán)境、認(rèn)知環(huán)境、規(guī)范環(huán)境和已建立企業(yè)率來源于GEM數(shù)據(jù)庫，中國企業(yè)跨國并購總額和除中國外的他國企業(yè)跨國并購總額來源于Zephyr數(shù)據(jù)庫和SDC Platinum數(shù)據(jù)庫，其余變量來源于世界銀行。

考慮到跨國并購交易數(shù)據(jù)相對較為零散，為盡可能全面準(zhǔn)確地獲得中國企業(yè)的跨國并購情況，本文綜合了兩個在跨國并購研究中認(rèn)可度較高的數(shù)據(jù)庫提供的交易數(shù)據(jù)，具體的數(shù)據(jù)處理過程如下。首先，本文分別從SDC Platinum數(shù)據(jù)庫和Zephyr數(shù)據(jù)庫中獲得2001—2021年以中國為并購方的跨國并購交易事件，各有3930條、2879條。由于跨國并購事件包括宣告、待定、完成、延遲等多種狀態(tài)，為保證中國企業(yè)跨國并購事件的完整性，本文僅考慮處于完成狀態(tài)下的交易事件，分別對應(yīng)于SDC Platinum數(shù)據(jù)庫中的“complete”狀態(tài)以及Zephyr數(shù)據(jù)庫中的“complete”和“complete assumed”兩種狀態(tài)。其次，依據(jù)TEA指標(biāo)調(diào)查國對跨國并購交易事件進(jìn)行初步篩選，僅保留并購標(biāo)的所在國與TEA指標(biāo)調(diào)查國相匹配的交易數(shù)據(jù)(5)數(shù)據(jù)中所包含的百慕大群島、巴勒斯坦等地區(qū)因無法完成匹配而被自然剔除，不再特別討論。，同時刪去對中國香港和澳門地區(qū)的并購事件。經(jīng)過篩選后，來自SDC Platinum和Zephyr數(shù)據(jù)庫的交易事件分別有2855條、1507條。再次，通過仔細(xì)比對兩個數(shù)據(jù)庫的交易數(shù)據(jù)，依據(jù)并購雙方名稱以及交易年份(6)SDC Platinum數(shù)據(jù)庫中的交易事件以“date effective”對應(yīng)的年份為準(zhǔn)，Zephyr數(shù)據(jù)庫中的交易事件以“completed date”或“assumed completion date”對應(yīng)的年份為準(zhǔn)。判斷重復(fù)記錄的事件，此類交易事件共有395條。最后，合并兩個數(shù)據(jù)庫中清洗完畢的跨國并購交易事件，共得到3967條有效交易事件，以標(biāo)的所在國為依據(jù)加總中國企業(yè)跨國并購交易金額后，共得到705條數(shù)據(jù)。需要說明的是，在Zephyr數(shù)據(jù)庫提供的詳細(xì)跨國并購交易事件中，有時會出現(xiàn)并購方由處于不同國家的多個企業(yè)組成的情況。此時，若直接使用交易金額進(jìn)行加總，會高估中國企業(yè)的實際跨國并購總額。為解決這一問題，本文在處理該類數(shù)據(jù)時，以中國企業(yè)在并購方中所占的比例為權(quán)重計算交易金額的加權(quán)平均數(shù)。類似地，控制變量中的除中國外的他國企業(yè)跨國并購總額的對數(shù)(Ma_other)的處理方式與此相同。各變量的描述性統(tǒng)計見表1。

表1 描述性統(tǒng)計

4.實證分析

4.1 基準(zhǔn)回歸

表2中從列(1)到列(3)為雙向固定效應(yīng)模型回歸結(jié)果。表2列(1)用于檢驗線性關(guān)系，此時中國企業(yè)跨國并購在5%的水平上顯著正向影響東道國創(chuàng)業(yè)。表2列(2)納入了中國企業(yè)跨國并購的二次項，結(jié)果顯示，一次項的回歸系數(shù)在5%的水平上顯著為正，二次項的回歸系數(shù)在10%的水平上顯著為負(fù)。表2列(3)在此基礎(chǔ)上添加控制變量，中國企業(yè)跨國并購一次項和二次項的回歸系數(shù)的符號與列(2)保持一致，且分別在1%和5%的水平上顯著。經(jīng)測算，對應(yīng)拐點(diǎn)為5.891(7)計算方法為：-α1/(2×α2)=-0.754/[2×(-0.064)]≈5.891。本文其余拐點(diǎn)計算方法與此相同。，位于樣本的取值范圍內(nèi)，這表明中國企業(yè)跨國并購與東道國創(chuàng)業(yè)之間存在倒U形關(guān)系。當(dāng)中國企業(yè)跨國并購總額小于360.767百萬美元時(8)計算方法為：e5.891-1=360.7669≈360.767。，中國企業(yè)跨國并購總額增加能顯著提高東道國創(chuàng)業(yè)活躍度；當(dāng)中國企業(yè)跨國并購總額大于360.767百萬美元時，中國企業(yè)跨國并購總額增加會顯著降低東道國創(chuàng)業(yè)活躍度。表2列(4)和列(5)分別為最大似然估計(MLE)和廣義最小二乘估計(GLS)回歸結(jié)果，核心解釋變量一次項和二次項的符號方向和顯著性水平與列(3)基本保持一致，同樣體現(xiàn)出中國企業(yè)跨國并購與東道國創(chuàng)業(yè)之間的倒U形關(guān)系。假設(shè)H1得到驗證。

表2 基 準(zhǔn) 回 歸

4.2 內(nèi)生性分析與穩(wěn)健性檢驗

4.2.1 考慮樣本選擇偏差的影響

中國企業(yè)的跨國并購行為是非隨機(jī)的，而本文樣本為接受中國企業(yè)跨國并購且金額已知的東道國，剔除了未接受中國企業(yè)跨國并購或接受中國企業(yè)跨國并購但金額未知的東道國(9)SDC Platinum數(shù)據(jù)庫和Zephyr數(shù)據(jù)庫中均包含交易金額未知的并購事件，本文有關(guān)中國企業(yè)對東道國進(jìn)行跨國并購但交易金額未知的樣本共有86個。，這可能使參數(shù)估計有偏。為緩解樣本選擇偏差可能帶來的內(nèi)生性問題，本文運(yùn)用Heckman兩階段模型進(jìn)行檢驗，具體回歸模型如下：

(7)

(8)

表3 Heckman兩階段模型

4.2.2 考慮解釋變量的替代指標(biāo)

被解釋變量TEA在衡量不同國家創(chuàng)業(yè)活躍度時可比性優(yōu)勢凸顯，具備一定的不可替代性。因此，本文重點(diǎn)考慮對解釋變量MA進(jìn)行替換，采用的是中國企業(yè)跨國并購總額與東道國國內(nèi)生產(chǎn)總值之比，用于反映中國企業(yè)跨國并購相對于東道國經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要程度。對于這一指標(biāo)，考慮到分子與分母數(shù)值懸殊且存在小于100萬美元的跨國并購數(shù)據(jù)，本文先對數(shù)據(jù)進(jìn)行加一取對數(shù)處理，再求得比值?；貧w結(jié)果如表4中的列(1)所示，中國企業(yè)跨國并購總額與東道國國內(nèi)生產(chǎn)總值之比的一次項和二次項分別在5%和10%的水平上顯著，符號方向與基準(zhǔn)回歸保持一致，回歸結(jié)果較為穩(wěn)健。

表4 穩(wěn)健性檢驗

4.2.3 考慮反向因果的影響

一方面，創(chuàng)業(yè)活躍度較高的東道國可能本身更能吸引中國企業(yè)開展跨國并購。另一方面，東道國的創(chuàng)業(yè)活躍度可能存在慣性，即前期創(chuàng)業(yè)活躍度很可能對當(dāng)期創(chuàng)業(yè)活躍度產(chǎn)生影響。因此，本文將滯后一期的創(chuàng)業(yè)活躍度納入回歸方程，運(yùn)用GMM兩步法檢驗中國企業(yè)跨國并購與東道國創(chuàng)業(yè)活躍度之間可能存在的反向因果關(guān)系，并設(shè)定被解釋變量TEA與解釋變量MA為內(nèi)生變量，其余變量為外生變量。

表4中的列(2)為GMM兩步法的回歸結(jié)果，滯后一期的東道國創(chuàng)業(yè)活躍度在1%的水平上顯著，說明上一期的創(chuàng)業(yè)活躍度將正向影響當(dāng)期的創(chuàng)業(yè)活躍度。同時，中國企業(yè)跨國并購一次項和二次項的符號方向與基準(zhǔn)回歸相同，并分別在5%和10%的水平上顯著。這表明反向因果關(guān)系沒有產(chǎn)生明顯影響，回歸結(jié)果總體是穩(wěn)健的。此外，AR(1)的P值為0.015，AR(2)的P值為0.823，這表明存在一階自相關(guān)，不存在二階自相關(guān)，通過了Arellano-Bond檢驗。Hansen檢驗的P值為0.186，接受了所有工具變量均為外生的原假設(shè)，說明模型估計中使用的工具變量有效。

4.2.4 考慮金融危機(jī)沖擊的影響

考慮到2008年金融危機(jī)爆發(fā)，不僅直接影響中國企業(yè)跨國并購進(jìn)程，而且可能對東道國創(chuàng)業(yè)產(chǎn)生沖擊。因此，本文在剔除2008年樣本后重新進(jìn)行回歸，結(jié)果如表4中的列(3)所示。中國企業(yè)跨國并購一次項在5%的水平上顯著為正，二次項在10%的水平上顯著為負(fù)，中國企業(yè)跨國并購與東道國創(chuàng)業(yè)之間存在倒U形關(guān)系。調(diào)整樣本后的回歸結(jié)果與基準(zhǔn)回歸基本一致，回歸結(jié)果較為穩(wěn)健。

4.2.5 考慮異常值的影響

考慮到對數(shù)化前中國企業(yè)跨國并購總額的標(biāo)準(zhǔn)差均大于均值，數(shù)據(jù)變異程度較大，可能存在影響回歸結(jié)果的極端值。因此，本文首先對解釋變量在1%的水平上進(jìn)行了雙邊縮尾處理，其次求出對應(yīng)的平方項，最后運(yùn)用處理后的數(shù)據(jù)再次進(jìn)行回歸。表4中的列(4)是剔除異常值后的回歸結(jié)果，核心解釋變量的顯著性水平與基準(zhǔn)回歸保持一致，體現(xiàn)了回歸結(jié)果的穩(wěn)健性。

4.3 異質(zhì)性分析

4.3.1 區(qū)分東道國經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平

考慮到中國企業(yè)跨國并購對東道國創(chuàng)業(yè)的影響可能與東道國的經(jīng)濟(jì)狀況有關(guān)，本文區(qū)分東道國經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，分樣本檢驗中國企業(yè)跨國并購與東道國創(chuàng)業(yè)的關(guān)系。依據(jù)世界銀行的分類，本文將處于“高收入水平”的東道國視為發(fā)達(dá)國家，共38個(12)38個發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)體指澳大利亞、奧地利、巴巴多斯、比利時、加拿大、智利、克羅地亞、塞浦路斯、捷克、丹麥、芬蘭、法國、德國、希臘、匈牙利、愛爾蘭、以色列、意大利、日本、拉脫維亞、盧森堡、荷蘭、挪威、巴拿馬、波蘭、葡萄牙、沙特阿拉伯、新加坡、斯洛伐克、斯洛文尼亞、韓國、西班牙、瑞典、瑞士、阿聯(lián)酋、英國、美國、烏拉圭。；將處于“中高收入水平”“中低收入水平”和“低收入水平”的東道國視為發(fā)展中國家，共21個(13)21個發(fā)展中經(jīng)濟(jì)體指安哥拉、阿根廷、玻利維亞、巴西、哥倫比亞、埃及、加納、印度、印度尼西亞、牙買加、哈薩克斯坦、馬來西亞、墨西哥、摩洛哥、秘魯、俄羅斯、南非、泰國、土耳其、烏干達(dá)、越南。。

表5是區(qū)分東道國經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平得到的回歸結(jié)果。從表5列(1)可以看出，當(dāng)東道國為發(fā)達(dá)國家時，中國企業(yè)跨國并購與當(dāng)?shù)貏?chuàng)業(yè)呈現(xiàn)倒U形關(guān)系，與基準(zhǔn)回歸結(jié)果一致。從表5列(2)和列(3)可以看出，當(dāng)東道國為發(fā)展中國家時，中國企業(yè)跨國并購對當(dāng)?shù)貏?chuàng)業(yè)的非線性影響較弱。當(dāng)單獨(dú)考察中國企業(yè)跨國并購對東道國創(chuàng)業(yè)的線性作用時，中國企業(yè)跨國并購的一次項在1%的水平上顯著為正，表明中國企業(yè)跨國并購正向影響發(fā)展中國家的創(chuàng)業(yè)活動，即中國企業(yè)跨國并購對東道國創(chuàng)業(yè)的促進(jìn)作用超過了阻礙作用。

表5 區(qū)分東道國經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平

在接受中國企業(yè)跨國并購時，兩類東道國的創(chuàng)業(yè)活動產(chǎn)生不同反應(yīng)的原因可能有二。一是相較于發(fā)展中國家，發(fā)達(dá)國家本身具備較高的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，市場發(fā)展空間有限，對于中國企業(yè)跨國并購所帶來的知識溢出不太敏感，反而是中國企業(yè)可能獲得了逆向知識溢出。此時，隨著中國企業(yè)跨國并購規(guī)模不斷增加，在知識溢出相對有限的情況下市場競爭會進(jìn)一步加劇，不利于當(dāng)?shù)仄髽I(yè)生存。因此，中國企業(yè)跨國并購在刺激發(fā)達(dá)國家的創(chuàng)業(yè)活動時面臨的門檻更高，當(dāng)中國企業(yè)跨國并購總額超過一定數(shù)量時，中國企業(yè)跨國并購對發(fā)達(dá)國家創(chuàng)業(yè)活動的效果將會由正轉(zhuǎn)負(fù)。二是隨著中國經(jīng)濟(jì)的飛速發(fā)展，部分發(fā)達(dá)國家出于政治考量對來自中國的并購?fù)顿Y十分警惕，這使得中國企業(yè)在發(fā)達(dá)國家的并購?fù)顿Y頻頻受阻，被允許投資的行業(yè)相對受限，一些優(yōu)秀中國企業(yè)因為并購?fù)顿Y被叫停而失去進(jìn)入發(fā)達(dá)國家的機(jī)會。因此，中國企業(yè)跨國并購所能產(chǎn)生的知識溢出和資源協(xié)同效果大打折扣，對發(fā)達(dá)國家創(chuàng)業(yè)活動的促進(jìn)作用也相對受限。相反，發(fā)展中國家大多對引進(jìn)包括中國資本在內(nèi)的世界投資持歡迎態(tài)度，這使得中國企業(yè)跨國并購能更好地與當(dāng)?shù)仄髽I(yè)配合，進(jìn)而發(fā)揮中國企業(yè)跨國并購對當(dāng)?shù)貏?chuàng)業(yè)活動的促進(jìn)作用。

4.3.2 區(qū)分投資行業(yè)和上市情況

對于投資行業(yè)，本文基于并購標(biāo)的對應(yīng)的標(biāo)準(zhǔn)產(chǎn)業(yè)分類代碼(US SIC Code)劃分三大產(chǎn)業(yè)(14)標(biāo)準(zhǔn)產(chǎn)業(yè)分類代碼共由四位編碼組成，前兩位代碼為01～09對應(yīng)第一產(chǎn)業(yè)，10～17和20～39對應(yīng)第二產(chǎn)業(yè)，40～99對應(yīng)第三產(chǎn)業(yè)。其中，10～14、15～17和20～39分別為采礦業(yè)、建筑業(yè)和制造業(yè)。，由于第一產(chǎn)業(yè)匹配后的樣本數(shù)量僅有19個，故重點(diǎn)考慮中國企業(yè)在第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)中的跨國并購與東道國創(chuàng)業(yè)之間的關(guān)系。對于上市情況，本文基于中國跨國并購企業(yè)的股票代碼進(jìn)行劃分，其中上市企業(yè)共涉及1392條交易事件，非上市企業(yè)共涉及2575條交易事件，加總后分別得到398條、603條數(shù)據(jù)。

表6是區(qū)分中國跨國并購企業(yè)投資行業(yè)和上市情況的回歸結(jié)果。表6列(1)和列(2)顯示，中國企業(yè)投資于第二產(chǎn)業(yè)的跨國并購與東道國創(chuàng)業(yè)之間存在顯著的倒U形關(guān)系，而中國企業(yè)投資于第三產(chǎn)業(yè)的跨國并購對東道國創(chuàng)業(yè)沒有顯著的非線性影響。可能的原因有兩點(diǎn)。一是中國第二產(chǎn)業(yè)起步較早且技術(shù)先進(jìn)，更能在中國企業(yè)跨國并購的過程中向東道國傳播有效的經(jīng)驗、技術(shù)和知識，從而對當(dāng)?shù)叵嚓P(guān)行業(yè)的創(chuàng)業(yè)活動產(chǎn)生促進(jìn)作用。二是第二產(chǎn)業(yè)能夠帶來更高的產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)度(李思儒等，2022)，更能通過上下游關(guān)聯(lián)效應(yīng)帶動?xùn)|道國創(chuàng)業(yè)。表6列(3)和列(4)顯示，中國非上市企業(yè)跨國并購與東道國創(chuàng)業(yè)之間存在顯著的倒U形關(guān)系，而中國上市企業(yè)跨國并購對東道國創(chuàng)業(yè)沒有顯著的非線性影響。可能的原因在于相較于上市企業(yè)，中國非上市企業(yè)跨國并購的交易金額盡管略低，但交易事件更多，與東道國當(dāng)?shù)仄髽I(yè)的互動更頻繁，因此更可能通過知識溢出與上下游關(guān)聯(lián)從而促進(jìn)東道國創(chuàng)業(yè)。

表6 區(qū)分投資行業(yè)和上市情況

5.進(jìn)一步討論

5.1 中介效應(yīng)檢驗

表7是中國企業(yè)跨國并購影響東道國創(chuàng)業(yè)的中介效應(yīng)檢驗結(jié)果。表7列(1)顯示，中國企業(yè)跨國并購的一次項和二次項分別在5%和10%的水平上顯著為正和負(fù)，說明中國企業(yè)跨國并購與東道國創(chuàng)業(yè)意愿之間存在倒U形關(guān)系。列(2)顯示，在納入東道國創(chuàng)業(yè)意愿及其與中國企業(yè)跨國并購的交互項后，中國企業(yè)跨國并購的一次項和二次項不再顯著，而東道國創(chuàng)業(yè)意愿在1%的水平上顯著為正。一方面，這說明中國企業(yè)跨國并購與東道國創(chuàng)業(yè)意愿的倒U形關(guān)系會通過東道國創(chuàng)業(yè)意愿的完全中介作用影響東道國創(chuàng)業(yè)，驗證了本文的假設(shè)H2。另一方面，這說明東道國創(chuàng)業(yè)意愿正向影響當(dāng)?shù)貏?chuàng)業(yè)，即隨著東道國創(chuàng)業(yè)意愿的提高，當(dāng)?shù)貏?chuàng)業(yè)活動也在增加。此外，東道國創(chuàng)業(yè)意愿與中國企業(yè)跨國并購的交互項不顯著，說明東道國創(chuàng)業(yè)意愿與當(dāng)?shù)貏?chuàng)業(yè)之間的正向關(guān)系不會受到中國企業(yè)跨國并購的影響。為加強(qiáng)結(jié)論的可信度，本文還參考了Sui等(2016)及林偉鵬和馮保藝(2022)的研究，在列(1)驗證中國企業(yè)跨國并購與東道國創(chuàng)業(yè)意愿之間存在非線性關(guān)系的基礎(chǔ)上，直接納入中介變量，考察東道國創(chuàng)業(yè)意愿與當(dāng)?shù)貏?chuàng)業(yè)之間的線性關(guān)系，結(jié)果如列(3)所示?？梢钥闯?，中國企業(yè)跨國并購的一次項和二次項不再顯著，而東道國創(chuàng)業(yè)意愿在1%的水平上顯著為正，這同樣說明了東道國創(chuàng)業(yè)意愿在中國企業(yè)跨國并購與東道國創(chuàng)業(yè)之間表現(xiàn)為完全中介作用。

表7 中介效應(yīng)檢驗

圖1直觀地展示了中國企業(yè)跨國并購對東道國創(chuàng)業(yè)的作用渠道。中國企業(yè)跨國并購與東道國創(chuàng)業(yè)意愿之間倒U形關(guān)系的拐點(diǎn)為5.917，與中國企業(yè)跨國并購和東道國創(chuàng)業(yè)之間倒U形關(guān)系的拐點(diǎn)基本一致。這說明，中國企業(yè)跨國并購對東道國創(chuàng)業(yè)意愿的影響與投資規(guī)模有關(guān)。當(dāng)并購規(guī)模較小時，中國企業(yè)在內(nèi)部容易引發(fā)核心員工的不滿情緒，在外部可以提供面向國際市場的有效渠道，這會創(chuàng)造出更多的創(chuàng)業(yè)機(jī)會，營造良好的創(chuàng)業(yè)氛圍，增強(qiáng)東道國潛在創(chuàng)業(yè)者的創(chuàng)業(yè)意愿，進(jìn)而促成創(chuàng)業(yè)行為落地。但隨著并購規(guī)模的擴(kuò)大，中國企業(yè)在內(nèi)部能更妥善地處理人員流動，在外部兼具擴(kuò)張的勞動力需求和競爭優(yōu)勢，高工資和高進(jìn)入門檻會降低創(chuàng)業(yè)的吸引力，減弱東道國的創(chuàng)業(yè)意愿，從而阻礙創(chuàng)業(yè)行為的發(fā)生。

5.2 調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗

表8是制度環(huán)境的調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗結(jié)果。表8列(1)用于檢驗管制環(huán)境的調(diào)節(jié)效應(yīng)，結(jié)果顯示，中國企業(yè)跨國并購的二次項與管制環(huán)境的交互項不顯著，說明管制環(huán)境不能顯著削弱中國企業(yè)跨國并購對東道國創(chuàng)業(yè)的倒U形效應(yīng)，假設(shè)H3未得到證實?？赡艿脑蚴牵疚?1.7%的樣本管制環(huán)境變量大于平均水平2.5，未能充分體現(xiàn)東道國管制環(huán)境的特征，這使得管制環(huán)境在回歸過程中不夠凸顯。

表8 制度環(huán)境的調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗

表8列(2)用于檢驗認(rèn)知環(huán)境的調(diào)節(jié)效應(yīng)，結(jié)果顯示，中國企業(yè)跨國并購的二次項與認(rèn)知環(huán)境的交互項不顯著，說明認(rèn)知環(huán)境不能顯著削弱中國企業(yè)跨國并購對東道國創(chuàng)業(yè)的倒U形效應(yīng)，假設(shè)H4未得到證實?？赡艿脑蛴卸?。一方面，本文樣本中認(rèn)知環(huán)境變量的均值為2.47，低于平均水平2.5，樣本數(shù)據(jù)無法充分體現(xiàn)東道國認(rèn)知環(huán)境的調(diào)節(jié)作用。另一方面，認(rèn)知環(huán)境在實踐中對東道國創(chuàng)業(yè)的影響可能并沒有想象中的大，創(chuàng)業(yè)教育對創(chuàng)業(yè)意愿僅有微弱的相關(guān)性(Bae et al.，2014)，現(xiàn)有研究也無法證明創(chuàng)業(yè)教育能培養(yǎng)更多更好的企業(yè)家(Martin et al.，2013)。

表8列(3)用于檢驗規(guī)范環(huán)境的調(diào)節(jié)效應(yīng)，可以看出，中國企業(yè)跨國并購的一次項在1%的水平上顯著為正，二次項在5%的水平上顯著為負(fù)。同時，中國企業(yè)跨國并購的二次項與規(guī)范環(huán)境的交互項在10%的水平上顯著為負(fù)，與中國企業(yè)跨國并購二次項的符號相同，說明規(guī)范環(huán)境強(qiáng)化了中國企業(yè)跨國并購對東道國創(chuàng)業(yè)的倒U形效應(yīng)，因此本文的假設(shè)H5得到證實。

圖2直觀地展示了不同規(guī)范環(huán)境水平下中國跨國并購與東道國創(chuàng)業(yè)之間關(guān)系的變化情況。隨著東道國規(guī)范環(huán)境水平的提高，二者之間的倒U形關(guān)系得到強(qiáng)化?？赡艿慕忉屖?，當(dāng)規(guī)范環(huán)境處于較高水平時，東道國的創(chuàng)業(yè)氛圍相對濃厚，創(chuàng)業(yè)變得更加普遍。當(dāng)跨國并購強(qiáng)度未達(dá)到臨界值時，東道國民眾可以運(yùn)用中國企業(yè)帶來的技術(shù)外溢開展創(chuàng)業(yè)活動。由于規(guī)范環(huán)境處于較高水平，社會輿論不會成為創(chuàng)業(yè)的阻礙，這有利于提高本土企業(yè)對技術(shù)外溢的利用效率，從而強(qiáng)化了跨國并購對東道國創(chuàng)業(yè)的促進(jìn)作用。在跨國并購強(qiáng)度達(dá)到并超過臨界值后，中國企業(yè)的技術(shù)外溢在吸引本土企業(yè)進(jìn)入的同時，競爭效應(yīng)也日益凸顯。此時，較高水平的規(guī)范環(huán)境使得行業(yè)內(nèi)企業(yè)數(shù)量眾多，而跨國并購企業(yè)與當(dāng)?shù)仄髽I(yè)建立的聯(lián)系畢竟是有限的，這進(jìn)一步加劇了本土企業(yè)間的競爭。同時，當(dāng)規(guī)范環(huán)境水平過高時，社會中的冒險傾向趨于偏激，可能出現(xiàn)不理智的創(chuàng)業(yè)行為。在競爭效應(yīng)和不理性投資的綜合作用下，中國企業(yè)跨國并購對東道國創(chuàng)業(yè)的阻礙作用得到強(qiáng)化。

圖2 規(guī)范環(huán)境對中國企業(yè)跨國并購與東道國創(chuàng)業(yè)之間關(guān)系的調(diào)節(jié)作用

6.結(jié)論與政策建議

6.1 結(jié)論

本文基于FDI溢出效應(yīng)理論和制度理論，分析了中國企業(yè)跨國并購對東道國創(chuàng)業(yè)的影響，并運(yùn)用2001—2021年全球59個國家的非平衡面板數(shù)據(jù)進(jìn)行了實證檢驗，探討了二者間的作用渠道和制度環(huán)境的調(diào)節(jié)作用，并進(jìn)行了異質(zhì)性分析。研究發(fā)現(xiàn)，中國企業(yè)跨國并購對東道國創(chuàng)業(yè)存在倒U形效應(yīng)，該結(jié)論通過了穩(wěn)健性檢驗。中介效應(yīng)檢驗表明，中國企業(yè)跨國并購?fù)ㄟ^影響東道國創(chuàng)業(yè)意愿，進(jìn)而影響東道國創(chuàng)業(yè)。調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗表明，東道國的規(guī)范環(huán)境強(qiáng)化了中國企業(yè)跨國并購對東道國創(chuàng)業(yè)的倒U形效應(yīng)。異質(zhì)性分析表明，中國企業(yè)跨國并購對發(fā)達(dá)國家的創(chuàng)業(yè)存在倒U形效應(yīng)，對發(fā)展中國家的創(chuàng)業(yè)存在線性正向影響；中國企業(yè)投資于第二產(chǎn)業(yè)而不是第三產(chǎn)業(yè)的跨國并購對東道國創(chuàng)業(yè)存在倒U形效應(yīng)；不同于中國上市企業(yè)，只有非上市企業(yè)的跨國并購對東道國創(chuàng)業(yè)存在倒U形效應(yīng)。

6.2 政策建議

從中國角度看，首先，中國政府要適度擴(kuò)大跨國并購的投資規(guī)模，支持中國企業(yè)以并購方式參與國際市場，加大并購?fù)顿Y的廣度和深度，推動中國企業(yè)跨國并購蓬勃健康發(fā)展。其次，中國政府要合理調(diào)控跨國并購的支出結(jié)構(gòu)，引導(dǎo)企業(yè)加大對第二產(chǎn)業(yè)的并購力度，同時警惕企業(yè)對第三產(chǎn)業(yè)的并購行為。最后，中國政府要準(zhǔn)確把握跨國并購的投資難點(diǎn)，簡化審批手續(xù)流程，強(qiáng)化配套綜合服務(wù)，破除非上市企業(yè)“走出去”的障礙，推動更多的非上市企業(yè)開展跨國并購。

從東道國角度看，一方面，東道國要根據(jù)實際情況制定引資政策。若東道國為發(fā)達(dá)國家，在引進(jìn)中資規(guī)模越過拐點(diǎn)前，應(yīng)持續(xù)批準(zhǔn)并購交易；在引進(jìn)中資規(guī)模越過拐點(diǎn)后，東道國應(yīng)認(rèn)識到“由量轉(zhuǎn)質(zhì)”的重要性，有針對性地引入中資企業(yè)的跨國并購。若東道國為發(fā)展中國家，則應(yīng)大膽接納更多來自中國的跨國并購，充分發(fā)揮并購對當(dāng)?shù)貏?chuàng)業(yè)的積極影響。另一方面，東道國要調(diào)整完善規(guī)范環(huán)境，靈活運(yùn)用成功企業(yè)家事跡宣傳等手段，培育良好的創(chuàng)業(yè)氛圍，強(qiáng)化中國企業(yè)跨國并購對東道國創(chuàng)業(yè)的促進(jìn)作用，竭力消除“中國威脅論”的負(fù)面影響。