一 引 言

隨著“一帶一路”倡議在實(shí)踐上的不斷推進(jìn)，對外開放從單純“引進(jìn)來”的階段過渡到“引進(jìn)來”與“走出去”并重的新階段。根據(jù)商務(wù)部網(wǎng)站公布的數(shù)據(jù)，2017年中國企業(yè)對“一帶一路”沿線59個(gè)國家新增投資合計(jì)143.60億美元，投資金額占對外投資總額的12%，比去年同期增加3.5個(gè)百分點(diǎn)。2018年1-4月的直接投資46.70億美元，同比增長17.30%，投資金額占同期對外投資總額的13.10%，“一帶一路”沿線國家市場在中國對外投資總額中的比重越來越大。盡管“一帶一路”倡議為中國企業(yè)進(jìn)入國際市場提供了有利的宏觀環(huán)境，但在微觀層面，企業(yè)仍然需要詳細(xì)分析各個(gè)東道國市場情況，做出科學(xué)決策?？鐕驹趪H市場需要克服由于文化差異、消費(fèi)者偏見等因素產(chǎn)生的“外來者劣勢”等對跨國經(jīng)營帶來的挑戰(zhàn)(Zaheer,1995[1]; Zhou和Guillen,2016[2])，也需要分析東道國的市場需求以及當(dāng)?shù)仄髽I(yè)的防范或抵制策略等產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)因素。

從1980年代開始，有關(guān)國際市場進(jìn)入方式的大量實(shí)證研究都試圖回答這樣的問題：哪些因素會影響企業(yè)國際市場進(jìn)入方式的選擇，即選擇跨國并購方式進(jìn)入國際市場，還是選擇綠地投資？迄今為止已經(jīng)形成了多種理論解釋，例如交易成本理論、資源基礎(chǔ)理論、新制度理論等(Slangen和Hennart,2007)[3]，以及多個(gè)層次的解釋變量，例如國家、產(chǎn)業(yè)、企業(yè)和海外分支機(jī)構(gòu)等(Dikova和Brouthers,2016)[4]。這些理論研究加深了我們對企業(yè)國際市場進(jìn)入方式的理解，也對企業(yè)決策實(shí)踐有一定的指導(dǎo)意義。然而，進(jìn)一步的研究發(fā)現(xiàn)，不同的實(shí)證研究，即使采用相同的理論解釋、解釋變量和測量指標(biāo)，也會得出不同的結(jié)論，有些甚至是互相矛盾的結(jié)論。例如，一種觀點(diǎn)認(rèn)為，東道國市場競爭度越大，跨國公司進(jìn)入時(shí)選擇并購方式的概率更大(Cheng,2006[5]; Dikova,2012[6])，而另一種觀點(diǎn)認(rèn)為，東道國市場競爭度越高，跨國公司選擇綠地投資方式的概率更大，因?yàn)樵诟偁幎容^小的產(chǎn)業(yè)市場中，較少的在位企業(yè)導(dǎo)致跨國公司難以找到合適的潛在并購對象(Chen和Zeng,2004[7]; Chen,2008[8])。近年來中國企業(yè)加快了進(jìn)入國際市場的步伐，尤其是“一帶一路”沿線國家市場，因此需要對一些關(guān)鍵影響因素進(jìn)行研究，為中國企業(yè)跨國經(jīng)營提供建議。

本文從產(chǎn)業(yè)層次研究跨國公司選擇國際市場進(jìn)入方式的影響因素，即描述東道國市場結(jié)構(gòu)的市場競爭度和市場需求兩個(gè)變量，運(yùn)用隨機(jī)效應(yīng)元分析模型以及元回歸方法分析1980-2017年的實(shí)證研究文獻(xiàn)。結(jié)果表明：東道國市場競爭度和市場需求潛力對企業(yè)國際市場進(jìn)入方式選擇沒有顯著影響，東道國是發(fā)達(dá)國家還是發(fā)展中國家的調(diào)節(jié)效應(yīng)也不顯著，但是，企業(yè)進(jìn)入美國市場時(shí)更傾向于選擇跨國并購方式。下文結(jié)構(gòu)安排是：第二部分對已有文獻(xiàn)進(jìn)行回顧并歸納其主要觀點(diǎn)；第三部分為實(shí)證研究，包括數(shù)據(jù)收集與編碼、出版偏誤檢驗(yàn)以及元分析結(jié)果討論；第四部分是文章的結(jié)論和建議。

二 文獻(xiàn)回顧與研究假設(shè)

市場結(jié)構(gòu)是指產(chǎn)業(yè)內(nèi)擁有相對穩(wěn)定的經(jīng)濟(jì)與技術(shù)特征的企業(yè)間的競爭關(guān)系(Porter,1980)[9]。產(chǎn)業(yè)競爭程度、產(chǎn)業(yè)進(jìn)入壁壘以及市場需求特征等三個(gè)因素決定了一個(gè)產(chǎn)業(yè)的盈利水平(Martin,1979)[10]，一般采用市場集中度(排名前4家或10家企業(yè)的市場份額之和)測量市場競爭程度、用規(guī)模經(jīng)濟(jì)效應(yīng)指標(biāo)測量產(chǎn)業(yè)進(jìn)入壁壘、用產(chǎn)業(yè)增長率測量市場需求狀況。在有關(guān)企業(yè)選擇國際市場進(jìn)入方式的實(shí)證研究中，探討較多的是市場競爭程度和市場需求特征兩個(gè)變量。

(一)東道國市場競爭度

選擇跨國并購還是綠地投資進(jìn)入國際市場的差別是：并購一家當(dāng)?shù)仄髽I(yè)并不改變東道國市場結(jié)構(gòu)，該產(chǎn)業(yè)內(nèi)企業(yè)的數(shù)量沒有發(fā)生變化，在短期內(nèi)也不會改變各企業(yè)的市場份額，因此不會改變該產(chǎn)業(yè)的市場競爭度以及各企業(yè)之間的相對競爭性定位，跨國公司的進(jìn)入也不會引起東道國市場在位企業(yè)的強(qiáng)烈進(jìn)入阻止(Gr?g,2000[11];Meyer和Estrin,1997[12];Hennart和Park,1993[13])。但綠地投資方式指在東道國市場新建一家企業(yè)，是一種新的生產(chǎn)能力投資，當(dāng)市場需求不變時(shí)，短期內(nèi)增加的市場供應(yīng)將導(dǎo)致產(chǎn)品價(jià)格下降，所有在位企業(yè)都將遭受利潤損失。因此，選擇綠地投資方式進(jìn)入該國市場的跨國公司可能遭遇在位企業(yè)較大的抵制。同時(shí)，規(guī)模經(jīng)濟(jì)效應(yīng)要求跨國公司必須進(jìn)行較大規(guī)模的投資，否則很難與在位企業(yè)競爭，而這恰恰是在位企業(yè)最關(guān)心的。因此，東道國在位企業(yè)勢必會采取各種策略阻止跨國公司的進(jìn)入，而采用跨國并購則可以避免上述問題，因此，當(dāng)進(jìn)入一個(gè)市場競爭度較低的國家時(shí)，企業(yè)更傾向于選擇跨國并購而不是綠地投資方式(Cheng,2006[5];Dikova,2012[6];Chen,2008[8])。

另一種觀點(diǎn)認(rèn)為，當(dāng)東道國市場競爭度較低時(shí)，跨國公司采用跨國并購方式也會遇到其他困難，例如有影響力的在位企業(yè)數(shù)量較少，可供選擇的潛在并購對象不多，使并購談判艱難，跨國公司需要支付更高的并購溢價(jià)(Solocha和Soskin,1994[14];Chen和Zeng,2004[7])。因此，如果東道國市場競爭激烈，有很多企業(yè)同時(shí)參與市場競爭，這也意味著跨國公司有很多的潛在并購對象，并購談判相對容易，能夠用較低的并購價(jià)格購買到合適的企業(yè)。因此，在一個(gè)市場競爭度較高的市場，跨國公司更傾向于選擇并購方式進(jìn)入東道國市場。支持這種觀點(diǎn)的實(shí)證研究有：Chen和Zeng(2004)[7]、Chen(2008)[8]、Solocha和Soskin(1994)[14]、Elango和Sambharya(2004)[15]、Chang和Rosenzweig(2001)[16]、Shaver(1998)[17]等。另外，并購雖然沒有改變東道國市場供給，但當(dāng)?shù)仄髽I(yè)的所有權(quán)發(fā)生轉(zhuǎn)移，如果跨國公司并購一家有市場影響力的當(dāng)?shù)仄髽I(yè)之后，這種影響力自然轉(zhuǎn)移到跨國公司，可能會因?qū)|道國產(chǎn)業(yè)安全構(gòu)成威脅而遭到當(dāng)?shù)卣淖柚?。并且大多?shù)國家都設(shè)有相關(guān)的法律法規(guī)，當(dāng)跨國并購金額超過一定門檻后就需要取得政府部門的審批，這必然增加跨國并購的交易成本(Hennart和Park,1993)[13]。相反，東道國政府一般會鼓勵(lì)跨國公司進(jìn)行綠地投資，既可以增加就業(yè)還可以為當(dāng)?shù)卣黾佣愂?Somlev和Hoshino,2005[18]; Qiu和Wang,2011[19])。綜合上述觀點(diǎn)，東道國市場競爭度與跨國公司選擇國際市場進(jìn)入方式之間的關(guān)系并不明確。也有一些實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)兩者間沒有顯著關(guān)系(Slangen,2011[20];Brouthers和Dikova,2010[21];Dikova和Van Witteloostuijn,2007[22];Anand和Delios,2002[23])。因此，東道國市場競爭度與跨國公司選擇跨國并購還是綠地投資進(jìn)入該國市場存在兩種相反關(guān)系，在此提出以下對立假設(shè)：

H1a：東道國市場競爭度越高，企業(yè)選擇并購方式進(jìn)入該國市場的概率越高；

H1b：東道國市場競爭度越高，企業(yè)選擇并購方式進(jìn)入該國市場的概率越低。

(二)東道國市場需求

實(shí)證研究一般用市場增長率表示市場需求潛力。在高增長率的情況下，市場具有較大的動(dòng)態(tài)性，呈現(xiàn)出一種不均衡狀態(tài)，降低了進(jìn)入壁壘對市場潛在進(jìn)入者的影響(Yip,1982)[24]。因?yàn)樵诟咴鲩L率的市場，在位企業(yè)間一般不會進(jìn)行價(jià)格戰(zhàn)，對新進(jìn)入者也保持相對寬容的態(tài)度(Chatterjee,1990)[25]，高速增長的市場需求讓所有企業(yè)都有機(jī)會獲得進(jìn)一步發(fā)展(Elango和Sambharya,2004)[15]。相反，在低成長性市場，在位企業(yè)優(yōu)先考慮的是如何生存而不是開拓更大的市場份額。某一企業(yè)市場份額的增加就意味著競爭對手企業(yè)市場份額的減少，勢必引起企業(yè)間的激烈競爭(Oster,1999)[26]。因此，企業(yè)進(jìn)入低成長性市場將面臨較大的困難。東道國市場增長率與跨國公司進(jìn)入方式選擇之間的邏輯關(guān)系是：在增長率較高的東道國市場，盡管在位企業(yè)對新企業(yè)進(jìn)入都持比較寬容的態(tài)度，但相比較而言，跨國并購不改變原有各個(gè)企業(yè)的市場份額，只是某一被并購企業(yè)的所有權(quán)轉(zhuǎn)移到國外投資者，從競爭的角度看，對所有在位企業(yè)不產(chǎn)生任何影響(Zejan,1990)[27]。而綠地投資不同，跨國公司進(jìn)入將改變市場結(jié)構(gòu)，在位企業(yè)數(shù)量增加，增加的市場供給導(dǎo)致產(chǎn)品價(jià)格下降，所有企業(yè)的利潤受損。當(dāng)東道國市場增長率較低時(shí)，這種影響將更加明顯，在位企業(yè)將激烈抵制綠地投資方式。因此在一個(gè)高增長的市場，跨國公司最優(yōu)策略是選擇綠地投資方式進(jìn)入該國市場，而在低增長市場，最優(yōu)策略則是跨國并購(Caves和Mehra,1986[28]; Slangen和Hennart,2008[29]; Drogendijk和Slangen, 2006[30]; Brouthers和Brouthers,2000[31]; Shaver,1998[17])。

也有相當(dāng)數(shù)量的研究得出相反結(jié)果，即在高增長率的市場，跨國公司更傾向于選擇并購方式(Demirbag et al.,2008[32]; Chang和Rosenzweig,2001[16])。而Dikova(2012)[6]、Dikova和van Witteloostuijn(2007)[22]、Anand和Delios(2002)[23]、Hennart et al.(2015)[33]等實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)東道國市場需求增長對企業(yè)國際市場進(jìn)入方式選擇沒有顯著影響。盡管從1980年代開始，積累了大量關(guān)于跨國公司國際市場進(jìn)入方式的理論與實(shí)證研究，形成了公認(rèn)的理論解釋，例如資源基礎(chǔ)理論、制度理論和交易成本理論等(Slangen和Hennart,2007[3]; Dikova和Brouthers,2016[6])。但是，東道國市場需求增長率對跨國公司選擇綠地投資還是并購方式進(jìn)入該國市場的影響效應(yīng)卻沒有一個(gè)明確答案。因此，提出以下對立假設(shè)：

H2a：東道國市場需求增長率越高，企業(yè)選擇綠地投資進(jìn)入該國市場的概率越大；

H2b：東道國市場需求增長率越高，企業(yè)選擇綠地投資進(jìn)入該國市場的概率越小。

三 實(shí)證研究

(一)數(shù)據(jù)分析方法

元分析(Meta-analysis)運(yùn)用數(shù)量方法對多篇針對同一問題的多項(xiàng)獨(dú)立實(shí)證研究結(jié)果進(jìn)行系統(tǒng)性分析，從而得出一個(gè)具有綜合性一致性的結(jié)論(Hunter和Schmidt,2004)[34]。元分析的基本概念是“效應(yīng)值”(ES, Effect Size)，是描述原始文獻(xiàn)中因變量和自變量相關(guān)關(guān)系的統(tǒng)計(jì)量。本文借鑒Card(2011)[35]、Stanley和Doucouliagos(2012)[36]的方法，選擇“偏相關(guān)系數(shù)”計(jì)算效應(yīng)值，它是由每篇文獻(xiàn)中多元回歸方程自變量系數(shù)的t統(tǒng)計(jì)量和模型自由度(df)計(jì)算而來，計(jì)算公式是：

將r轉(zhuǎn)換為Fisher’s z值，即：

z=0.5*ln[(1+r)/(1-r)]

選擇不同的權(quán)重指標(biāo)代表了不同的元分析模型, 即固定效應(yīng)模型和隨機(jī)效應(yīng)模型，后者的優(yōu)點(diǎn)是能夠修正樣本異質(zhì)性對效應(yīng)值的影響。固定效應(yīng)模型的權(quán)重是效應(yīng)值方差的倒數(shù)：

WF=1/[se(z)]2

隨機(jī)效應(yīng)模型的權(quán)重是效應(yīng)值z的樣本內(nèi)方差和樣本間方差之和的倒數(shù)，即：

WR=1/[Var(z)within+Var(z)between]

(二)數(shù)據(jù)收集與處理

在ABI/INFORMS、JSTOR、EBSCO等數(shù)據(jù)庫中以“acquisition, greenfield, FDI mode, establishment mode”等作為“標(biāo)題或者關(guān)鍵詞”進(jìn)行檢索，檢索時(shí)間范圍是1980-2017年，同時(shí)參考Slangen和Hennart(2007)[3]、Dikova和Brouthers(2016)[4]、Dikova和Brouthers(2009)[37]、Dow和Larimo(2011)[38]、高振和江若塵(2014)[39]等5篇文獻(xiàn)所提到的實(shí)證研究。采用相同的編碼手冊獨(dú)立對文獻(xiàn)進(jìn)行編碼，處理效應(yīng)值：(1)每篇文獻(xiàn)選擇一個(gè)效應(yīng)值，首先根據(jù)樣本量標(biāo)準(zhǔn)，優(yōu)先選擇樣本量較大的效應(yīng)值，然后根據(jù)模型自變量數(shù)量，優(yōu)先選擇變量數(shù)較多的效應(yīng)值，在上述標(biāo)準(zhǔn)都相同的情況下，選擇模型擬合最佳的(Krueger,2003[40]; Stanley,2001[41])；(2)由于所有研究都采用了Logistics回歸模型，當(dāng)自變量的效應(yīng)值以綠地投資模式為基準(zhǔn)，即當(dāng)回歸模型因變量設(shè)置M&A=0,GFDI=1，如果自變量系數(shù)大于零，表示該變量的取值增加時(shí)選擇跨國并購的概率降低。如果實(shí)證研究結(jié)果與此相反，以綠地投資作為基準(zhǔn)(GFDI=0,M&A=1)，根據(jù)Logistics回歸原理，把原始數(shù)據(jù)轉(zhuǎn)換為以跨國并購為基準(zhǔn)的數(shù)值后自變量系數(shù)符號改變，但顯著性水平保持不變，如果原始數(shù)據(jù)是正向顯著，轉(zhuǎn)換后為負(fù)向顯著，原始數(shù)據(jù)正向不顯著，轉(zhuǎn)換后為負(fù)向不顯著。有關(guān)國際市場進(jìn)入方式(跨國并購與綠地投資)的實(shí)證文獻(xiàn)數(shù)量相對較少，同時(shí)從中國知網(wǎng)檢索發(fā)現(xiàn)還沒有國內(nèi)學(xué)者針對東道國市場結(jié)構(gòu)變量的實(shí)證研究，因此最終用于元分析的是30篇英文文獻(xiàn)。

(三)效應(yīng)值選擇

1.市場競爭度。測量市場競爭程度的重要指標(biāo)是市場集中度，一般選擇行業(yè)內(nèi)排名前n名公司市場份額之和，即CRn(n一般等于4、5或者其他數(shù)值，例如10或50等)，或者采用“赫芬達(dá)爾-赫希曼指數(shù)”(Herfindahl-Hirschman Index，簡稱HHI)，即排名前n家公司市場份額的平方和。無論是CRn還是HHI，其數(shù)值越大表示市場集中度越高，即少數(shù)幾家公司占有絕大部分市場份額，市場競爭度越小。17篇文獻(xiàn)大部分都采用了CR或者HHI指標(biāo)測量東道國市場競爭程度，例如Hennart和Park(1993)[13]、Hennart和Reddy(1997)[42]采用的是行業(yè)排名前50公司的HHI指標(biāo)，Shaver(1998)[17]和Tan(2009)[43]則采用的是排名前5公司的市場份額之和(即CR5)，而Mudambi和Mudambi(2002)[44]采用的是CR4指標(biāo)。有3篇文獻(xiàn)采用5級李克特量表，1表示市場競爭度低，5表示市場競爭度高(Slangen,2011[20]; Cheng，2006[5]; Dikova和Witteloostuijn,2007[22])。由此可見，無論是一手?jǐn)?shù)據(jù)還是二手?jǐn)?shù)據(jù)，盡管采用不同的測量指標(biāo)，但是測量指標(biāo)的取值大小與市場競爭度的方向是一致的，自變量取值越大，表示東道國市場競爭度越小。

2.市場需求增長率。根據(jù)“結(jié)構(gòu)-行為-績效”理論，產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)對企業(yè)戰(zhàn)略行為有直接影響(Pepall et al., 2011)[45]。實(shí)證研究中，東道國市場需求增長率通常采用三種方法衡量。一是采用該產(chǎn)業(yè)的出貨量增長率(Shipment Volume)，數(shù)據(jù)主要來源于各國政府機(jī)構(gòu)提供的分行業(yè)生產(chǎn)量統(tǒng)計(jì)，例如Hennart et al.(2015)[33]采用巴西地理和統(tǒng)計(jì)學(xué)會提供的分行業(yè)生產(chǎn)量增長率平均值，Elango和Sambharya(2004)[15]采用美國商務(wù)部的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，4位數(shù)SIC產(chǎn)業(yè)代碼所表示的該產(chǎn)業(yè)在跨國公司進(jìn)入前8年的生產(chǎn)量平均值。二是使用東道國宏觀經(jīng)濟(jì)指標(biāo)，即GDP和GNP增長率等，例如Dow和Larimo(2011)[38]使用跨國公司進(jìn)入前1年東道國GDP增長率，Larimo(2003)[46]采用跨國公司進(jìn)入前3年東道國GNP增長率平均值。三是使用調(diào)查問卷，詢問企業(yè)管理者對東道國市場行業(yè)需求增長率的主觀判斷，一般采用李克特5級7級量表，例如Drogendijk和Slangen(2006)[30]詢問企業(yè)決策者在做出國際市場進(jìn)入模式?jīng)Q策當(dāng)時(shí)對東道國產(chǎn)業(yè)需求的判斷，1表示非常差，7表示非常好，類似文獻(xiàn)有Dikova和Witteloostuijn(2007)[22]、Demirbag et al.(2008)[32]等。當(dāng)然，較為理想的是采用第一種方法，不過根據(jù)戰(zhàn)略決策理論的觀點(diǎn)，采用第三種方法直接詢問管理者對市場需求的感知更能反映企業(yè)決策本質(zhì)(Herrmann和Datta,2006)[47]。所有元分析文獻(xiàn)如表1所示。

表1 元分析原始文獻(xiàn)

(續(xù)上表)

編號文獻(xiàn)數(shù)據(jù)類型數(shù)據(jù)時(shí)間樣本量行業(yè)母國東道國8Shaver (1998) *B1987213制造業(yè)全球美國9Brouthers和Brouthers(2000)B1980-1994103制造業(yè)日本歐洲10Chang和Rosenzweig (2001)*B1975-1992816制造業(yè)歐洲日本美國11Anand(2002)*B1974-1992989制造業(yè)日本美國12Mudambi和Mudambi (2002)*B1992-1996225制造業(yè)全球英國13Larimo(2003)B1960-19993524混合北歐全球14Chen和Zeng(2004)*B1978-1987269制造業(yè)日本美國15Elango和Sambharya(2004)*B1989-1994336制造業(yè)全球美國16Somlev和Hoshino(2005)B2003690制造業(yè)日本歐洲17Drogendijk和Slangen (2006)A1995-2003246混合荷蘭全球18Herrmann和Datta (2006)B1989-1997380制造業(yè)美國全球19Dikova和Witteloostuijn(2007)*A1998-2002160混合歐洲東歐20Demirbag et al.(2008)A1995,1999145混合歐洲美國土耳其21Slangen和Hennart(2008)A2003171混合荷蘭全球22Tan(2009)*B1978-1990278制造業(yè)日本美國23Arslan和Larimo(2011)B1990-2006343制造業(yè)芬蘭東歐亞洲24Dow和Larimo(2011)B1993-19991473制造業(yè)北歐全球25Slangen(2011)*A1996-2003231混合荷蘭全球26Hennart et al.(2015)*B2005-2010297混合美國巴西27Chen(2008)*B1981-1987168混合日本美國28Lee和Lieberman(2010)*B1986-20031719制造業(yè)全球全球29Cheng(2006)*B2005400制造業(yè)臺灣全球30Anand和Delios(2002)*B1974-19912175混合日本德國英國美國

注：(1)前27篇文獻(xiàn)測量市場增長率，其中Chang和Rosenzweig (2001)將總樣本分為3個(gè)子樣本，因此共29個(gè)效應(yīng)值。標(biāo)有“*”的文獻(xiàn)測量市場競爭度，共17篇，其中Caves和Mehra(1986)將總樣本分為2個(gè)子樣本，因此有18個(gè)效應(yīng)值。(2)數(shù)據(jù)類型中，A表示一手?jǐn)?shù)據(jù)，B表示二手?jǐn)?shù)據(jù)。

(四)元分析結(jié)果

首先，在正式進(jìn)行元分析之前，需要先進(jìn)行效應(yīng)值異質(zhì)性檢驗(yàn)，以判斷是采用固定效應(yīng)還是隨機(jī)效應(yīng)模型。異質(zhì)性檢驗(yàn)使用Q統(tǒng)計(jì)量，即Q=∑WF·z2-(∑WF·z/∑WF)。結(jié)果顯示，市場集中度變量的Q值為62.0322，p值0.0000，在5%水平上顯著；市場增長率變量的Q值為108.1089，p值0.0000，在5%水平上顯著。說明兩個(gè)效應(yīng)值都存在異質(zhì)性，隨機(jī)效應(yīng)模型較為合適(Card,2012)[35]。

從隨機(jī)效應(yīng)模型結(jié)果(表2)可以看到：市場集中度的效應(yīng)值z等于-0.0282，標(biāo)準(zhǔn)化處理Z值為-1.2155，其顯著性水平p值0.2241，在5%水平上不顯著，說明東道國市場競爭度對跨國公司選擇綠地投資還是并購方式進(jìn)入該國市場沒有顯著影響。另外，東道國市場增長率的效應(yīng)值z為-0.0243，標(biāo)準(zhǔn)化處理Z值為-1.3289，其顯著性p值0.1839，在5%水平上不顯著，說明東道國市場增長率對企業(yè)選擇綠地投資還是跨國并購方式進(jìn)入該國市場沒有顯著影響。傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)組織文獻(xiàn)認(rèn)為在一個(gè)寡頭市場，在位企業(yè)往往會采取限制性產(chǎn)量或價(jià)格，以及擴(kuò)大自己的生產(chǎn)能力等策略阻止新企業(yè)進(jìn)入(Weiman和Levin,1994[48]; Hall,1990[49])，即市場結(jié)構(gòu)會影響企業(yè)是否進(jìn)入新市場的選擇。上述元分析結(jié)果顯示，東道國的市場結(jié)構(gòu)對外國企業(yè)選擇綠地投資還是跨國并購方式進(jìn)入該國市場沒有顯著的影響效應(yīng)。盡管跨國并購是收購市場上一家在位企業(yè)，并不改變市場結(jié)構(gòu)，但綠地投資是在東道國市場新成立一家企業(yè)，增加了市場供給，改變市場結(jié)構(gòu)，可能引起東道國市場在位企業(yè)的防范和抵制。一個(gè)可能的解釋是，傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)組織文獻(xiàn)的研究對象絕大多數(shù)是國內(nèi)市場，而非國際市場。相對于國內(nèi)市場，進(jìn)入國際市場需要考慮更多因素，尤其是政治和法律等宏觀因素，其對國際市場進(jìn)入決策往往具有決定性的影響，例如一些發(fā)展中國家為了保護(hù)本國企業(yè)，對外資并購和綠地投資都設(shè)置了強(qiáng)制性的股權(quán)比例限制，一些行業(yè)甚至直接禁止外資進(jìn)入。東道國市場結(jié)構(gòu)因素雖然重要，但與政治和法律等因素相比較，就不具有決定性影響。

表2 隨機(jī)效應(yīng)模型

注：(1)效應(yīng)值z為負(fù)表示該變量取值越大跨國公司選擇并購概率越小;括號內(nèi)數(shù)值表示參數(shù)估計(jì)值標(biāo)準(zhǔn)差。(2)置信區(qū)間下界指95%顯著性水平的置信區(qū)間。

其次，采用元回歸方法檢驗(yàn)效應(yīng)值異質(zhì)性來源。隨機(jī)效應(yīng)模型盡管修正了效應(yīng)值異質(zhì)性對模型結(jié)論的影響，但還需要進(jìn)一步知道異質(zhì)性來自哪里，元回歸方法可以實(shí)現(xiàn)這個(gè)目標(biāo)，即用每篇文獻(xiàn)的效應(yīng)值作為因變量，用能夠描述文獻(xiàn)特征的指標(biāo)作為自變量進(jìn)行回歸(Stanley和Doucouliagos,2012)[36]。選擇的自變量有：(1)數(shù)據(jù)類型(Data Type，簡稱DT)，當(dāng)實(shí)證研究采用的是二手?jǐn)?shù)據(jù)時(shí)DT=1，一手?jǐn)?shù)據(jù)DT=0；(2)母國(HOME)，當(dāng)母國是發(fā)達(dá)國家時(shí)HOME=1，是發(fā)展中國家時(shí)HOME=0；(3)東道國(HOST)，發(fā)達(dá)國家時(shí)HOST=1，發(fā)展中國家時(shí)HOST=0(根據(jù)聯(lián)合國發(fā)布的2016年人類發(fā)展指數(shù)判斷，超過0.85以上為發(fā)達(dá)國家，其他為發(fā)展中國家)；(4)樣本企業(yè)所屬產(chǎn)業(yè)(INDU)，制造業(yè)INDU=1，服務(wù)業(yè)或者制造業(yè)與服務(wù)業(yè)混合樣本INDU=0。

從元回歸結(jié)果可以看到(表3模型一)：2個(gè)效應(yīng)值對4個(gè)自變量的回歸系數(shù)都不顯著，因此可以得出結(jié)論：盡管從元分析的Q統(tǒng)計(jì)量可知，2個(gè)效應(yīng)值都存在異質(zhì)性，但從元回歸結(jié)果看，這4個(gè)自變量都不是效應(yīng)值異質(zhì)性的主要影響因素。由此可見，(1)采用什么類型的數(shù)據(jù)來測量東道國市場結(jié)構(gòu)并不重要，測量市場集中度的17篇文獻(xiàn)中只有5篇是一手?jǐn)?shù)據(jù)，測量市場增長率的27篇文獻(xiàn)中只有7篇是一手?jǐn)?shù)據(jù)，采用調(diào)查問卷等一手?jǐn)?shù)據(jù)的實(shí)證研究數(shù)量較少，今后研究可以更多地嘗試采用一手?jǐn)?shù)據(jù)；(2)元分析結(jié)果顯示，跨國公司的母國和東道國不論是發(fā)達(dá)國家還是發(fā)展中國家，對跨國公司選擇綠地投資還是跨國并購方式進(jìn)入國際市場都沒有顯著影響。因此未來研究并不需要過分區(qū)分跨國投資的來源國和目的國是發(fā)達(dá)國家還是發(fā)展中國家。但是，傳統(tǒng)的對外直接投資理論是區(qū)分發(fā)達(dá)和發(fā)展中國家，例如適用發(fā)達(dá)國家對外直接投資的有壟斷優(yōu)勢理論、市場內(nèi)部化理論、產(chǎn)品生命周期理論和比較優(yōu)勢理論等，而適用發(fā)展中國家對外投資的有資本過度積累理論、投資發(fā)展階段理論以及小規(guī)模技術(shù)理論和技術(shù)地方化理論。后續(xù)研究中需要一個(gè)既適用于發(fā)達(dá)國家也適用于發(fā)展中國家的“整合的”對外直接投資理論；(3)測量市場集中度的17篇文獻(xiàn)中只有6篇是針對服務(wù)型跨國公司，測量市場增長率的27篇文獻(xiàn)也只有9篇是針對服務(wù)型跨國公司，元分析結(jié)果顯示，跨國公司所屬行業(yè)對其選擇綠地投資還是跨國并購方式進(jìn)入國際市場均沒有顯著影響。相較于制造業(yè)企業(yè)，大多數(shù)服務(wù)業(yè)企業(yè)的固定資產(chǎn)比重較低，跨國經(jīng)營的模式也有一些差別，但這些因素并不影響企業(yè)選擇綠地投資還是跨國并購方式進(jìn)入國際市場。

表3 元回歸結(jié)果

注：模型一的自變量HOST和HOME=1表示發(fā)達(dá)國家，0表示發(fā)展中國家；模型二的自變量HOST=1表示美國，否則等于0，HOME=1表示日本，否則等于0；括號內(nèi)數(shù)值表示參數(shù)估計(jì)值的標(biāo)準(zhǔn)差；***、**、*分別表示p值小于1%、5%、10%。

另外，研究日本企業(yè)對外投資的實(shí)證文獻(xiàn)較多，同時(shí)以美國作為投資東道國的研究也較多，因此，把HOME和HOST兩個(gè)變量的測量方法修改后再次進(jìn)行元回歸，即HOME=1表示日本，否則=0；HOST=1表示美國，否則=0。從元回歸結(jié)果可以看到(表3模型二)：除了HOST變量系數(shù)是顯著的之外，其他變量都不顯著。市場增長率的效應(yīng)值對自變量HOST的回歸系數(shù)是0.1150，雙側(cè)檢驗(yàn)p值0.068(6.8%)，在10%水平上顯著，說明外國企業(yè)進(jìn)入美國市場時(shí)更傾向于選擇跨國并購方式。從聯(lián)合國UNCTAD發(fā)布的2016年世界投資報(bào)告數(shù)據(jù)也可以發(fā)現(xiàn)這一規(guī)律：從2003年到2015年的外國直接投資(FDI)平均值中可以看到，美國接收的跨國并購金額是綠地投資的1.95倍，2015年達(dá)到4.38倍。相反，2003-2015年間美國企業(yè)對外直接投資中跨國并購與綠地投資金額比值的平均數(shù)是0.61，美國企業(yè)的跨國經(jīng)營更傾向于選擇綠地投資方式進(jìn)入國際市場。美國的人均國民收入較高，消費(fèi)潛力巨大，美國一直是中國企業(yè)渴望進(jìn)入的國際市場，但是美國總以國家安全等為借口，拒絕中國企業(yè)的投資，例如2012年奧巴馬政府禁止中國三一集團(tuán)并購美國風(fēng)力發(fā)電廠，2018年特朗普政府禁止美國政府項(xiàng)目采購中國華為、中興等公司生產(chǎn)的網(wǎng)絡(luò)設(shè)備。從元分析結(jié)果可以得到啟示，其他國家的跨國公司進(jìn)入美國市場首選跨國并購，而不是綠地投資，因此盡管目前遭遇到一些困難，中國企業(yè)仍然要堅(jiān)持采用跨國并購方式進(jìn)入美國市場。不久前中美兩國就雙邊貿(mào)易爭端發(fā)表聯(lián)合聲明，雙方同意努力創(chuàng)造公平競爭營商環(huán)境，鼓勵(lì)雙向投資。因此中國企業(yè)更應(yīng)做好準(zhǔn)備，在美國市場開展更多的跨國并購，宏觀上可為中美兩國的資本賬戶失衡做出貢獻(xiàn)，微觀上可使企業(yè)獲得更大的經(jīng)濟(jì)利益。

(五)出版偏誤檢驗(yàn)

出版偏誤是指學(xué)者和雜志編輯都喜歡發(fā)表和出版具有統(tǒng)計(jì)顯著性的研究結(jié)果，而不顯著結(jié)論的研究往往無法發(fā)表，也就無法成為元分析的樣本文獻(xiàn)(Stanley,2005)[50]。本文使用兩種方法來檢驗(yàn)是否存在出版偏誤。第一種方法是漏斗圖(Funnel Plot)，即橫坐標(biāo)是效應(yīng)值，縱坐標(biāo)是效應(yīng)值標(biāo)準(zhǔn)誤的倒數(shù)。圖1是市場集中度效應(yīng)值的漏斗圖，樣本點(diǎn)大致均勻分布在零值兩側(cè)，出版偏誤并不明顯。圖2是市場增長率效應(yīng)值的漏斗圖，樣本點(diǎn)同樣大致均勻分布在零值兩側(cè)，出版偏誤不明顯。第二種是采用回歸方法，因變量是效應(yīng)值除以其標(biāo)準(zhǔn)誤，即Y=z/se(z)，自變量是效應(yīng)值標(biāo)準(zhǔn)誤的倒數(shù)，即X=1/se(z)，回歸方程的截距項(xiàng)就是出版偏誤的檢驗(yàn)指標(biāo)，原假設(shè)：截距項(xiàng)等于0，表明出版偏誤不顯著(Card,2011[35]; Stanley和Doucouliagos,2012[36])?；貧w結(jié)果顯示：(1)市場集中度變量的截距項(xiàng)是-1.1561，標(biāo)準(zhǔn)誤為0.9811，雙側(cè)檢驗(yàn)的p值為0.256，在5%水平上不顯著，不拒絕原假設(shè)，說明出版偏誤不顯著。(2)市場增長率變量的截距是-0.1075，標(biāo)準(zhǔn)誤為0.7663，雙側(cè)檢驗(yàn)p值為0.890，在5%水平上不顯著，不拒絕原假設(shè)，說明出版偏誤不明顯。

圖1 市場集中度效應(yīng)值漏斗圖

元分析結(jié)果表明，東道國市場集中度和市場增長率對外資企業(yè)選擇什么模式(跨國并購還是綠地投資)進(jìn)入該國市場沒有顯著影響，提出對立假設(shè)是適當(dāng)?shù)?。根?jù)產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)學(xué)的“結(jié)構(gòu)-行為-績效”理論，東道國市場結(jié)構(gòu)是跨國公司戰(zhàn)略決策的關(guān)鍵影響因素，但研究結(jié)果并沒有支持這一論點(diǎn)?？赡艿脑蛴幸韵聨c(diǎn)：(1)實(shí)證研究中變量測量方法多樣化，例如市場集中度的測量指標(biāo)有行業(yè)內(nèi)排名前4名，前5名以及前50名公司市場份額之和，還有市場份額平方之和的HHI指數(shù)等，個(gè)別研究用在位企業(yè)數(shù)量來表示市場集中度，還有通過調(diào)查問卷方法獲得的企業(yè)管理者對市場競爭度的主觀判斷。不同測量指標(biāo)最終在回歸模型中的系數(shù)對事件發(fā)生概率(外資企業(yè)選擇跨國并購方式)偏效應(yīng)的影響機(jī)制非常復(fù)雜，其經(jīng)濟(jì)學(xué)含義并不明確，得出結(jié)論是否具有一致性就值得懷疑。另一個(gè)變量，市場增長率也存在類似的問題，如有國家層次的GDP增長率，也有產(chǎn)業(yè)層次的生產(chǎn)量增長率等。(2)元回歸的模型二發(fā)現(xiàn)，外資企業(yè)進(jìn)入美國市場時(shí)，市場增長率越大，外資企業(yè)更傾向于選擇跨國并購方式，這一結(jié)論也與最新的美國接收外國直接投資的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)相吻合。這從另一個(gè)角度說明已有實(shí)證研究收集的樣本太雜亂，很多研究樣本包含了多個(gè)國家的企業(yè)，有些是發(fā)展中國家，有些是發(fā)達(dá)國家，經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平參差不齊，企業(yè)自身的特征與跨國經(jīng)營的目標(biāo)也千差萬別。(3)已有研究樣本企業(yè)所屬行業(yè)，有些是制造業(yè)企業(yè)，有些是服務(wù)業(yè)企業(yè)，有些是兩者兼而有之，但制造業(yè)企業(yè)一般固定資產(chǎn)投資較大，而服務(wù)業(yè)企業(yè)往往是無形資產(chǎn)所占比例較大，其選擇國際市場進(jìn)入方式需要考慮的因素當(dāng)然有所不同。

圖2 市場增長率效應(yīng)值漏斗圖

四 結(jié)論、啟示與下一步研究思考

企業(yè)跨國經(jīng)營首先面臨的是進(jìn)入東道國市場方式的選擇，是在東道國投資成立一家新的企業(yè)(即綠地投資)還是并購東道國當(dāng)?shù)仄髽I(yè)(即跨國并購)，這是企業(yè)國際戰(zhàn)略決策的重要內(nèi)容。從產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)學(xué)的“結(jié)構(gòu)-行為-績效”理論角度，市場結(jié)構(gòu)是影響企業(yè)戰(zhàn)略行為的重要因素，因此，東道國市場結(jié)構(gòu)勢必影響企業(yè)選擇哪種方式進(jìn)入該國市場。本文問答了兩個(gè)問題，第一：描述東道國市場結(jié)構(gòu)特征的市場競爭度和市場需求增長率兩個(gè)變量對外資企業(yè)選擇綠地投資還是跨國并購方式進(jìn)入該國市場是否有顯著的影響效應(yīng)？第二，這種影響效應(yīng)是否受到其他因素的調(diào)節(jié)作用，例如制造業(yè)企業(yè)與服務(wù)業(yè)企業(yè)是否不同，東道國和母國是發(fā)達(dá)國家還是發(fā)展中國家是否有差異，以及實(shí)證研究是采用統(tǒng)計(jì)資料等二手?jǐn)?shù)據(jù)還是調(diào)查問卷等一手?jǐn)?shù)據(jù)得到的結(jié)果是否有明顯差異等？已有研究對上述問題的研究存在大量相互矛盾的結(jié)論?；?980-2017年間發(fā)表的30篇實(shí)證研究文獻(xiàn)，運(yùn)用元分析方法對上述問題進(jìn)行系統(tǒng)性檢驗(yàn)，結(jié)果發(fā)現(xiàn)：東道國市場競爭度和市場需求增長率對企業(yè)選擇綠地投資還是跨國并購方式進(jìn)入該國市場的選擇沒有顯著影響，并且東道國和母國是否是發(fā)達(dá)國家和發(fā)展中國家等變量對上述主效應(yīng)沒有顯著的調(diào)節(jié)作用，但當(dāng)各國企業(yè)進(jìn)入美國市場時(shí)，更傾向于選擇跨國并購而不是綠地投資方式。

對企業(yè)決策者和政策制定者來說，盡管研究結(jié)論顯示東道國市場結(jié)構(gòu)對企業(yè)進(jìn)入國際市場方式的選擇沒有非常明顯的影響效應(yīng)，但仍然可以從中獲得有益的管理啟示。企業(yè)選擇跨國并購還是綠地投資方式進(jìn)入國際市場的影響因素是多方面的，既有國家和產(chǎn)業(yè)層次的，也有企業(yè)和具體的跨國投資自身的特點(diǎn)等，東道國的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)不是決定性因素，在企業(yè)具體的國際市場進(jìn)入戰(zhàn)略決策過程中，至少可以將它排除在核心決策因素之外。選擇哪種方式進(jìn)入國際市場本身就是一項(xiàng)復(fù)雜的戰(zhàn)略決策，管理者往往面臨著決策信息過載的困境，需要考慮的因素太多而導(dǎo)致無所適從，能夠排除一些不重要的影響因素對決策的科學(xué)有效性至關(guān)重要。無論是制造業(yè)企業(yè)還是服務(wù)業(yè)企業(yè)，無論是進(jìn)入發(fā)達(dá)國家還是發(fā)展中國家，東道國市場結(jié)構(gòu)都不是重要的影響因素，簡化了企業(yè)的決策維度。盡管歐洲和美國仍然是中國企業(yè)開展跨國經(jīng)營的重要海外市場，但隨著“一帶一路”倡議不斷推進(jìn)，越來越多的中國企業(yè)進(jìn)入“一帶一路”沿線國家市場，但是這些國家與歐洲和美國等發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)體不同，大多是發(fā)展中國家，差異較大。但從本文實(shí)證分析結(jié)果看，東道國是發(fā)達(dá)國家還是發(fā)展中國家對外國企業(yè)選擇進(jìn)入該國市場的方式?jīng)]有顯著影響，綠地投資和跨國并購都是可行的，無須擔(dān)心這些國家與歐美等發(fā)達(dá)國家的經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平差異會影響企業(yè)國際市場進(jìn)入方式的選擇。

本文主要的不足與未來研究方向。首先，如上所述，市場集中度和市場增長率兩個(gè)變量都有多種不同的測量指標(biāo)，更好的方法是針對每一種測量指標(biāo)分別做元分析，檢驗(yàn)不同測量指標(biāo)得到的效應(yīng)值是否存在顯著差異，也能為今后的實(shí)證研究到底選擇哪一種測量指標(biāo)提供建議。當(dāng)然，這樣做需要更多的樣本，文獻(xiàn)太少就失去了元分析的意義，這也是今后可以考慮的研究方向。其次，所有實(shí)證研究都有詳細(xì)說明數(shù)據(jù)采集的時(shí)間，如上文表2所示，檢驗(yàn)調(diào)節(jié)效應(yīng)的元回歸模型沒有包含時(shí)間變量，這應(yīng)該是非常重要的影響因素，根據(jù)階段國際化理論，企業(yè)往往是從最簡單的國際市場進(jìn)入方式開始，例如出口貿(mào)易或者尋找海外代理等，然后逐步采用比較復(fù)雜的直接投資模式，加入時(shí)間變量就可以檢驗(yàn)企業(yè)是否會隨著時(shí)間推移而改變國際市場進(jìn)入方式。對研究者來說，今后針對企業(yè)國際市場進(jìn)入方式的實(shí)證研究首先應(yīng)該改善解釋變量衡量方法，采用一致的測量指標(biāo)，例如表示市場增長率最好的測量指標(biāo)是企業(yè)所進(jìn)入國家特定產(chǎn)業(yè)的出貨量增長率(Shipment Growth Rate)，而不要用宏觀經(jīng)濟(jì)指標(biāo)，例如GDP或者GNP增長率。再次，應(yīng)該有更多的采用調(diào)查問卷方法收集數(shù)據(jù)的實(shí)證研究，盡管市場結(jié)構(gòu)能夠影響企業(yè)的戰(zhàn)略決策行為，但對企業(yè)決策者來說，這些都是環(huán)境變量，哪些因素進(jìn)入了企業(yè)戰(zhàn)略決策的考慮范疇只有決策者本人知道，因此，調(diào)查問卷能夠獲得決策者最真實(shí)的想法。第四，限制樣本點(diǎn)的多樣性，即只針對制造業(yè)企業(yè)或者服務(wù)業(yè)企業(yè)，不要將兩類企業(yè)混在一起進(jìn)行分析，同時(shí)最好選擇單一母國的企業(yè)，或者單一東道國的企業(yè)。因?yàn)橐豁?xiàng)研究中，不可能包含國家、產(chǎn)業(yè)、企業(yè)和投資等四個(gè)層次所有解釋變量，如果樣本來自不同國家，但模型卻沒有描述國家特征的解釋變量，就必然出現(xiàn)遺漏變量問題。