中国企业跨国并购对东道国创业的影响*

• 田毕飞 邹 昕

(1 中南财经政法大学工商管理学院 武汉 430073；2 武汉大学经济与管理学院 武汉 430072)

1.引言

近年来，随着“一带一路”倡议的持续推进，中国企业对外直接投资(OFDI)蓬勃发展。然而，部分西方国家将中国企业OFDI污名化为“新马歇尔计划”，鼓吹“中国威胁论”，并对中国企业OFDI持歧视性态度，严重打击了中国企业的投资信心。在此背景下，深入研究中国企业OFDI对东道国的影响至关重要。众所周知，OFDI主要包括绿地投资和跨国并购两种模式。自20世纪90年代以来，跨国并购已成为外资进入东道国的重要模式。根据《2022年世界投资报告》，跨国并购是推动全球投资增长和复苏的重要力量，全球OFDI总额的75%来自于并购交易和留存收益。同时，跨国并购在中国OFDI中的地位也日益攀升。2003—2020年，中国企业跨国并购投资规模和数量波动上升，在OFDI总额中的占比由3.76%跃升至52.72%，并于2006年、2010年和2020年三次超过绿地投资规模。特别是在绿地投资规模近年来受疫情冲击大幅下降的情形下，中国企业跨国并购规模不降反升，呈现出强有力的发展态势(1)数据来源于FDI Markets数据库和Zephyr数据库。。当前，随着管理型经济向创业型经济的转变，全球各国愈发重视创业带来的社会效益，并将外商直接投资(FDI)视为激发当地创业的动力源之一。其中，跨国并购倾向于解决企业面临的战略瓶颈(范黎波等，2014)，能够产生比绿地投资更大、更快的知识溢出效应(谢运，2012)，为潜在创业者学习和升级技术提供更有力的保障。此外，不同于绿地投资，跨国并购通常无法享受外资优惠政策(李国学，2013)，不会挤占当地企业的生存空间，更可能显著影响东道国创业。因此，研究中国企业跨国并购对东道国创业的影响既紧迫又必要。

现有文献较少涉及本国作为FDI的母国即OFDI对东道国创业的影响，更多关注的是本国作为FDI的流入国对本国创业的影响，且研究结论各异。促进论认为FDI能积极影响国内创业(Munemo，2018；许和连和梁亚芬，2019)和国际创业(田毕飞等，2018)，阻碍论则认为FDI会挤出创业(Goel，2018)，且程度因劳动力素质(Berrill et al.，2020)、创业类型(Feng，2021)等因素而异。此外，还有文献认为FDI与创业存在非线性关系(田毕飞和陈紫若，2016；王佳等，2021)。目前关于跨国并购与创业的研究相对零散，Danakol等(2017)着眼于总体，通过运用70个国家的滞后数据，发现跨国并购会对国内创业产生负面影响，且在发达经济体和制造业中表现得更为明显。Lougui和Broström(2021)侧重于人员流动效应，重点探讨了包括跨国并购在内的并购行为对瑞典公司员工创业的影响。李思儒等(2022)则进一步聚焦于特定类型的跨国并购，指出数字型跨国并购能够正向影响创业决策和创业质量。

也有学者研究了中国企业跨国并购与东道国的关系，发现中国企业跨国并购对东道国存在多方面的积极效应。例如，牛华等(2020)认为，相较于绿地投资，中国企业跨国并购能更显著地改善东道国收入分配格局，促进经济包容性增长。景光正和盛斌(2021)指出，引入跨国并购能显著提高东道国在全球价值链中的分工地位。肖建忠等(2021)发现，跨国并购比绿地投资更有利于形成中国企业对“一带一路”沿线国家能源投资的良性循环，从而实现长期合作共赢。然而，现有文献并未关注中国企业跨国并购对东道国创业的影响。

鉴于现有研究的不足，本文拟探讨中国企业跨国并购与东道国创业的关系。本文的贡献主要体现在以下三个方面。第一，将跨国并购与创业结合起来，以中国作为投资母国，从理论上分析了中国企业跨国并购对东道国创业的非线性影响。第二，揭示了中国企业跨国并购影响东道国创业的具体机制及其异质性，深化了学术界对于中国等新兴经济体对外直接投资效应的认识。第三，有力回击了“中国威胁论”“新殖民主义论”等不实言论，为中国政府引导跨国并购、中国企业开展跨国并购以及东道国利用中国投资提供了思路。

2.理论分析与研究假设

2.1 跨国并购与东道国创业

有关FDI与创业之间关系的探讨由来已久，但并无定论，主要包括挤入效应和挤出效应两种观点。近年来，越来越多的研究发现二者之间可能存在非线性关系，认为FDI对创业的影响是挤入效应和挤出效应两种力量相互作用的结果(田毕飞和陈紫若，2016；陈强远等，2021)。跨国并购作为FDI的主要形式之一，同样会对创业产生挤入和挤出两种效应。

一方面，跨国并购通过技术溢出、人员流动和适度竞争促进东道国创业。在技术溢出方面，FDI溢出效应理论认为跨国企业能够发挥示范作用，向东道国传播先进的经验、技术和知识。创业知识溢出理论指出，新知识正是创业机会的重要来源(Danakol et al.，2017)。不同于绿地投资，跨国并购无需在东道国从零开始建厂，而是直接在并购标的基础上获得属地优势，这能够加快知识传播和技术扩散的速度，提升东道国相关行业的技术竞争力和研发创新水平(Otchere &Oldford，2018)，进而促进东道国创业。在人员流动方面，由于跨国并购完成后需要整合并购标的，这一过程既可能导致直接的人员流动，也可能因为理念差异增强员工的离职倾向，从而导致间接的人员流动。从直接的人员流动上看，Siegel和Simons(2010)认为并购是对员工的一种再分配，通常会伴随着裁员。Ataullah等(2014)也指出，相较于原公司，并购方往往更愿意以违背原公司劳动合同的方式解雇员工，从而降低劳动力成本，提高企业运营效率。这些被迫失业的员工为了获得新的收入来源，可能会不得不选择开展创业活动。从间接的人员流动上看，员工在考量企业经营理念、自身权利以及发展前景等一系列变化后，可能会选择主动离职进行创业。Kim(2022)的研究表明，并购会增加企业高管的流动比率，这种现象在员工格外注重自主性和独立性的初创公司中表现得尤为明显。Lougui和Broström(2021)也认为，并购在管理上面临着严峻的挑战，员工很可能会因为个人愿望与公司管理层观念的不匹配而选择运用原公司的客户等资源开展自主创业。在竞争方面，适度的跨国并购能起到活跃经济、促进发展的作用。跨国企业通常会因生产率较高而在市场中获得优势，这会倒逼东道国企业改进技术和提高效率，从而有利于创造商机。此外，并购标的原股东在获得交易金额后，可能会再次选择进行投资(李昶等，2015)，这同样能促进东道国创业。

另一方面，跨国并购也会因为技术保护、工资提高和过度竞争阻碍东道国创业。在技术保护方面，跨国并购本质上属于逐利性活动，传播知识并不是其主要目的。实际上，由于跨国并购企业对自身拥有的知识具有一定的垄断性，这使其给东道国带来的真实知识技术溢出远不及预期，无法真正促进东道国创业。何映昆和曾刚(2003)指出，跨国并购中存在着技术转让陷阱，会使东道国产业进步对外部技术流入产生依赖，这反而不利于培养本土企业的创新能力。李昶等(2015)的研究同样表明，跨国并购带来的可能只是技术提升的假象，其本质上是高技术水平的外资企业对低技术水平的本土企业的挤出。此外，姚战琪(2006)通过比较绿地投资和跨国并购产生的技术溢出效应发现，跨国并购的技术转让程度还会受到股权比例的制约，产生的技术溢出没有绿地投资多。在工资提高方面，跨国并购过程中无意识的知识流动会提高员工的劳动效率，从而相应地提高员工工资(Clougherty et al.，2014)。同时，跨国并购企业还会为了防止知识外溢或人才流失，选择使用提高工资的方式吸引员工留下(Orefice et al.，2021)。根据职业选择理论，当劳动者认为当前的工作符合自身的职业期望时，他们会选择继续被雇用，而不会选择创业。在竞争方面，过度的跨国并购严重挤压本土企业的生存空间，削弱本土企业的竞争力，从而阻碍东道国创业。叶生洪等(2016)的研究表明，无论本土企业处于何种规模，跨国并购都会对其长期竞争力产生显著的抑制效应。Otchere和Oldford(2018)也指出，跨国并购会改变行业竞争所处的平衡状态，提高并购标的在行业中的竞争地位，从而不利于新企业的创建。

综上所述，跨国并购与东道国创业之间存在非线性关系。初期随着投资总额的增加，跨国并购带来知识溢出、人员流动和适度竞争，东道国创业活跃度也相应上升，此时以挤入效应为主。但当投资总额过大时，跨国企业在东道国的占比过高，会吸纳更多的本土就业，并凭借自身优势提高行业进入门槛，东道国创业活跃度相应下降，此时以挤出效应为主。基于上述理论分析，本文提出假设：

H1：中国企业跨国并购对东道国创业呈倒U形效应。

2.2 创业意愿的中介作用

创业意愿是一种主观态度，会受到市场环境、创业机会和个人特征等因素的影响。跨国并购作为一项冲击，涉及基于标的企业的整合扩充等一系列行为，将从内、外部两个层面影响东道国创业意愿。在企业内部，中国企业跨国并购在很大程度上会激发核心员工的创业意愿。一方面，中国企业跨国并购主要流向发达国家和地区，具有逆向投资特征(孙灵希和储晓茜，2018)，这使其不得不面临“来源国劣势”的挑战。由于容易遭受有关能力和合法性的质疑(杨勃和刘娟，2020)，中国企业将更难以获得标的企业员工的认可。另一方面，核心员工所掌握的先进技术和社会网络资源为其提供了丰富的创业初始资本(于海云等，2015)。当出现理念冲突或不满现状的情况时，并购会被视为创业机会，成为核心员工萌生创业意愿的重要拉动因素(Lougui &Broström，2021)。此外，员工创业意愿的强弱还与并购规模有关。员工创业现象在小规模企业中更为常见(Yeganegi et al.，2022)，而大规模并购通过与经验丰富的机构投资者合作，能更灵活地采用留任激励和实行独立运营等方式阻止员工创业(Zhang et al.，2018)。在企业外部，中国企业跨国并购能通过拓展市场范围提供创业机会，增强东道国创业意愿。中国国内市场规模独具优势，是促成并购交易的加分项(赵剑波和吕铁，2016)。中方并购搭建了沟通双方的有效桥梁，新市场和新需求为孕育潜在企业家营造了良好的环境。然而，中国企业的劳动力需求和竞争强度也会减弱东道国创业意愿。为获取战略性资产，中国企业愿意以支付高工资的方式集聚本土技术人才，这会降低创业选择的吸引力，并增加新创企业的用工成本和雇佣难度(Chen &Zhou，2023)。随着并购规模的扩大，中国企业的劳动力需求会进一步增加，交易中“强强联合”的可能性也会有所提升，这将加剧竞争压力，提高创业门槛。

创业意愿是预测创业行为的有效指标(何良兴和张玉利，2022)。首先，创业意愿是创业行为形成的关键前提。计划行为理论和创业事件模型作为解释创业意图的核心理论(Schlaegel &Koenig，2014)，常用于探讨二者关系(王季等，2020)。这两种理论都肯定了意愿之于行为的重要前置作用，即当个体拥有一定强度的创业意愿时，创业行为才更可能发生(何良兴和张玉利，2020)。例如，Gieure等(2020)通过测试计划行为理论的有效性，肯定了创业意图对个人创业行为的积极影响。其次，创业行为是创业意愿发展的目标导向。当拥有创业意愿时，个体会有意识地向落实创业行为而努力。例如，宋国学(2022)以大学生为研究对象，发现行动导向能有效促成创业意愿向创业行为的转化。基于上述理论分析，本文提出假设：

H2：中国企业跨国并购通过倒U形关系影响东道国创业意愿，并通过创业意愿的中介作用对东道国创业产生倒U形影响。

2.3 制度环境的调节作用

基于对挤入效应和挤出效应的综合分析，本文阐述了中国企业跨国并购对东道国创业的倒U形效应。然而，影响东道国创业的因素众多。东道国创业除了会受到跨国并购的影响，还会受到自身制度环境的制约。根据新制度经济学的观点，社会制度在促进和阻碍创业方面发挥着关键性作用(Burns &Fuller，2020)。因此，中国企业跨国并购与东道国创业的关系可能因为东道国制度环境的不同而存在显著差异。

制度环境可分为管制环境、认知环境和规范环境(Kostova &Roth，2002)。管制环境是指激励或约束特定行为的法律法规，具体表现为东道国在融资、税收和公共政策方面对创业的支持程度。当东道国管制环境水平较低时，政府对创业的政策支持力度不足，潜在创业者不仅面临着一系列资源约束，而且还会受到寻租行为的挑战(陈成梦等，2022)，创业阻碍多且难度大。此时，即使中国企业跨国并购带来了知识溢出、人员流动和有效竞争，东道国居民也很可能会因为阻力过大而放弃创业，这使得中国企业跨国并购对东道国创业的促进作用被弱化。随着东道国管制水平的不断提高，政府通过提供更多类型的信贷工具以及简化创业程序等方式，能够尽可能地减少市场中的创业阻碍(Aparicio et al.，2016)。此时，即使中国企业跨国并购会因技术保护、工资提高和过度竞争挤出本土企业，东道国的新创企业也能在政府政策的支持下提高存活率，这使得中国企业跨国并购对东道国创业的阻碍作用被弱化。基于上述理论分析，本文提出假设：

H3：东道国管制环境削弱了中国企业跨国并购对东道国创业的倒U形效应。

认知环境是指人们用于解释特定现象的社会共识，具体表现为东道国在教育方面对创业的支持程度，与人们的创业技能和创业信心密不可分。当东道国认知环境水平较低时，当地居民所能了解的创业知识相对有限，大部分人不仅缺少对创业机会的敏感度，而且缺少创业技能和经验，对创办和管理企业的方式知之甚少。这将在无形中抬高创业成本，削弱当地创业积极性(Yang et al.，2020)。此时，即使中国企业跨国并购能够通过传播先进的技术和经验为东道国带来商机，当地居民也会因受限于能力而难以开展创业活动，这使得中国企业跨国并购对东道国创业的促进作用被弱化。随着东道国认知环境水平的不断提高，东道国的创业教育趋于完善，这有助于培育良好的创业氛围(任胜钢等，2017)。通过学习，当地居民能够有效提升创业技能，从而提振创业信心。已有研究表明，对自身技能的信心在创办新企业中发挥着重要作用(Estrin &Mickiewicz，2012)。同时，具有较高认知环境水平的东道国通常有许多专业协会和中介机构，能够帮助新企业解决常见问题，从而提升新企业的存活率。此外，当东道国认知环境水平较高时，政府将会更加重视本土企业与跨国企业之间的联系，鼓励本土企业与跨国企业积极互动，以此增加学习机会(Yang et al.，2023)，这能在一定程度上削弱跨国并购企业因知识保护而对东道国创业产生的阻碍作用。基于上述理论分析，本文提出假设：

H4：东道国认知环境削弱了中国企业跨国并购对东道国创业的倒U形效应。

规范环境是指人们对于特定行为的价值观和信仰，具体表现为东道国在社会文化方面对创业的支持程度，与人们对待创业的态度密不可分。当东道国规范环境水平较低时，创业者在社会中的地位不高，当地居民并不认为创业是一种明智的选择。随着东道国规范环境水平的不断提高，当地居民对创业的认可程度也会相应提高，成功创业者的社会地位逐渐得到认可，这能在一定程度上降低居民创业选择的心理压力及对创业失败的恐惧。已有研究表明，惧怕失败会影响居民的创业意愿(Wyrwich et al.，2016)。因此，较高的规范环境水平有利于强化中国企业跨国并购对当地创业的促进作用，帮助当地居民把握商机。但当东道国规范环境水平过高时，社会中的冒险倾向趋于激进(Clarke &Liesch，2017)，当地居民可能会做出不合理的投资决策。换句话说，即使市场中不确定性因素较多，当地居民仍然可能选择创业，这种盲目性的创业行为更可能遭受中国企业跨国并购对东道国创业产生的不利影响。基于上述理论分析，本文提出假设：

H5：东道国规范环境强化了中国企业跨国并购对东道国创业的倒U形效应。

3.模型设定、变量选择与数据来源

3.1 模型设定

3.1.1 基准回归模型

本文首先探讨中国企业跨国并购是否影响东道国创业。为检验假设H1，本文构建基准回归模型如下：

(1)

3.1.2 中介效应模型

本文其次探讨中国企业跨国并购如何影响东道国创业。考虑到中国企业跨国并购与东道国创业之间可能存在非线性关系，为检验假设H2，本文采用Edwards和Lambert(2007)提出的调节路径分析方法，构建非线性中介效应模型如下：

(2)

(3)

其中，Mit为中介变量，即东道国创业意愿，其余变量设定与式(1)保持一致。具体而言，式(2)用于检验中国企业跨国并购与东道国创业意愿的非线性关系，式(3)用于检验东道国创业意愿在中国企业跨国并购与东道国创业的非线性关系中发挥的中介作用。

3.1.3 调节效应模型

本文最后探讨制度环境对中国企业跨国并购与东道国创业之间关系的影响。为检验假设H3、H4和H5，本文在式(1)的基础上分别加入管制环境、认知环境和规范环境与中国企业跨国并购总额一次项及二次项的交互项，并对交互项进行中心化处理，构建调节效应模型如下：

(4)

(5)

(6)

其中，Regit为管制环境，Cogit为认知环境，Norit为规范环境，其余变量设定与式(1)一致。

3.2 变量选择

3.2.1 被解释变量

被解释变量为创业活跃度(TEA)。现有研究主要采用早期创业活动指标(TEA)、新企业注册数量和新企业注册密度等指标衡量一国的创业水平。其中，TEA指标来源于全球创业观察(GEM)，新企业注册数量和新企业注册密度来源于世界银行。相较于世界银行的数据，GEM提供的数据具有可比性强和内容丰富的优势。一方面，二者的统计口径不同。GEM是以问卷形式统计各国创业人口占比的一项全球性调查，而世界银行统计的是各国正式注册的有限责任公司的数量。由于各国对于注册有限责任公司的标准不一，新企业注册数量和新企业注册密度在衡量创业情况时缺少可比性，而TEA指标作为成年人口问卷调查(APS)的结果，能在一定程度上解决跨国研究数据的可比性问题(Hong et al.，2021)。另一方面，二者的统计内容不同。世界银行仅考虑了正式创业，忽略了非正式创业。GEM不仅包括了正式创业和非正式创业，而且还区分了不同创业动机、创业阶段和创业者性别，便于从多个角度全面衡量一国的创业情况。基于上述分析，本文最终选择使用TEA指标来衡量东道国创业活跃度，即18～64岁新创业者或新企业拥有者的人口占比。

3.2.2 解释变量

解释变量为中国企业跨国并购总额的对数(MA)。跨国并购研究中常用的数据库有SDC Platinum数据库和Zephyr数据库，二者均以交易事件为单位呈现全球并购情况，提供包括交易双方、交易状态以及交易金额在内的一系列内容。根据数据库特点，本文基于跨国并购事件，通过加总交易金额得到各年度各国接受的中国企业跨国并购总额，单位为百万美元。由于存在小于100万美元的跨国并购总额，本文统一对数据进行加一取对数处理。另外，考虑到除绝对数指标以外，现有文献也常采用相对数指标衡量中国企业对外直接投资水平，因此，本文在稳健性检验中引入中国企业跨国并购总额与东道国国内生产总值之比作为替代性指标。

3.2.3 中介变量

创业意愿能够反映一国居民对待创业的主观态度和潜在企业家数量。现有研究大多集中于单一国家或指定群体，采用问卷或量表采集创业意愿数据(Esfandiar et al.，2019)。GEM以APS问卷为基础，提供了可供跨国比较的创业意愿数据。因此，本文选取该数据衡量东道国的创业意愿(Intention)，具体涵盖18～64岁计划在三年内创业的潜在企业家的人口占比。

3.2.4 调节变量

本文借鉴田毕飞等(2018)的方法，运用GEM的国家层面专家问卷调查(NES)数据来衡量东道国的制度环境。NES问卷中的A问项、B问项(2)B问项中具体包含B1和B2两个维度，分别侧重于政府支持政策和政府税收政策。和I问项分别体现了东道国在融资、公共政策和社会文化方面对创业的支持程度。基于此，本文中的管制环境(Reg)用A问项和B问项的总体均值来衡量，规范环境(Nor)用I问项的总体均值来衡量。在田毕飞等(2018)的研究中，L问项体现了东道国居民对创业技能的掌握程度，用于衡量认知维度。但是L问项自2014年起不再进行统计，因此本文借鉴陈成梦等(2022)的方法，使用NES问卷中D问项(3)D问项中具体包含D1和D2两个维度，分别侧重于学校阶段的创业教育和毕业后的创业教育。的总体均值衡量认知环境(Cog)，该问项体现的是东道国在教育方面对创业的支持程度。需要注意的是，NES调查提供了包括5分制、7分制和9分制在内的三种评分标准，其中仅5分制具有时间可比性。然而，5分制的相关数据目前仅披露至2020年。因此，调节变量的时间范围为2001—2020年。

3.2.5 控制变量

基于创业折中理论(Audretsch et al.，2002)和现有研究(Danakol et al.，2017；田毕飞等，2018)，本文纳入以下控制变量。一是除中国外的他国企业跨国并购总额的对数(Ma_other)，用样本期内东道国接受到的跨国并购总额减去来自中国企业的跨国并购总额来衡量，并进行加一取对数处理。二是经济增长率(Gdpgr)，用基于固定当地货币的市场价格计算的国内生产总值年增长率来衡量。三是已建立企业率(Ebo)，用18～64岁拥有企业并支付工资已经超过42个月的人口占比来衡量。四是创业成本(Cost)，用企业注册成本占人均国民总收入的比例来衡量。

3.3 数据来源与描述性统计

本文以2001—2021年59个国家(4)59个国家包括安哥拉、阿根廷、澳大利亚、奥地利、巴巴多斯、比利时、玻利维亚、巴西、加拿大、智利、哥伦比亚、克罗地亚、塞浦路斯、捷克、丹麦、埃及、芬兰、法国、德国、加纳、希腊、匈牙利、印度、印度尼西亚、爱尔兰、以色列、意大利、牙买加、日本、哈萨克斯坦、拉脱维亚、卢森堡、马来西亚、墨西哥、摩洛哥、荷兰、挪威、巴拿马、秘鲁、波兰、葡萄牙、俄罗斯、沙特阿拉伯、新加坡、斯洛伐克、斯洛文尼亚、南非、韩国、西班牙、瑞典、瑞士、泰国、土耳其、乌干达、阿联酋、英国、美国、乌拉圭、越南。的非平衡面板数据为样本。选取该时间范围的主要原因在于，作为被解释变量的TEA指标在国家层面的详细调查数据仅限于2001—2021年。具体而言，创业活跃度、创业意愿、管制环境、认知环境、规范环境和已建立企业率来源于GEM数据库，中国企业跨国并购总额和除中国外的他国企业跨国并购总额来源于Zephyr数据库和SDC Platinum数据库，其余变量来源于世界银行。

考虑到跨国并购交易数据相对较为零散，为尽可能全面准确地获得中国企业的跨国并购情况，本文综合了两个在跨国并购研究中认可度较高的数据库提供的交易数据，具体的数据处理过程如下。首先，本文分别从SDC Platinum数据库和Zephyr数据库中获得2001—2021年以中国为并购方的跨国并购交易事件，各有3930条、2879条。由于跨国并购事件包括宣告、待定、完成、延迟等多种状态，为保证中国企业跨国并购事件的完整性，本文仅考虑处于完成状态下的交易事件，分别对应于SDC Platinum数据库中的“complete”状态以及Zephyr数据库中的“complete”和“complete assumed”两种状态。其次，依据TEA指标调查国对跨国并购交易事件进行初步筛选，仅保留并购标的所在国与TEA指标调查国相匹配的交易数据(5)数据中所包含的百慕大群岛、巴勒斯坦等地区因无法完成匹配而被自然剔除，不再特别讨论。，同时删去对中国香港和澳门地区的并购事件。经过筛选后，来自SDC Platinum和Zephyr数据库的交易事件分别有2855条、1507条。再次，通过仔细比对两个数据库的交易数据，依据并购双方名称以及交易年份(6)SDC Platinum数据库中的交易事件以“date effective”对应的年份为准，Zephyr数据库中的交易事件以“completed date”或“assumed completion date”对应的年份为准。判断重复记录的事件，此类交易事件共有395条。最后，合并两个数据库中清洗完毕的跨国并购交易事件，共得到3967条有效交易事件，以标的所在国为依据加总中国企业跨国并购交易金额后，共得到705条数据。需要说明的是，在Zephyr数据库提供的详细跨国并购交易事件中，有时会出现并购方由处于不同国家的多个企业组成的情况。此时，若直接使用交易金额进行加总，会高估中国企业的实际跨国并购总额。为解决这一问题，本文在处理该类数据时，以中国企业在并购方中所占的比例为权重计算交易金额的加权平均数。类似地，控制变量中的除中国外的他国企业跨国并购总额的对数(Ma_other)的处理方式与此相同。各变量的描述性统计见表1。

表1 描述性统计

4.实证分析

4.1 基准回归

表2中从列(1)到列(3)为双向固定效应模型回归结果。表2列(1)用于检验线性关系，此时中国企业跨国并购在5%的水平上显著正向影响东道国创业。表2列(2)纳入了中国企业跨国并购的二次项，结果显示，一次项的回归系数在5%的水平上显著为正，二次项的回归系数在10%的水平上显著为负。表2列(3)在此基础上添加控制变量，中国企业跨国并购一次项和二次项的回归系数的符号与列(2)保持一致，且分别在1%和5%的水平上显著。经测算，对应拐点为5.891(7)计算方法为：-α1/(2×α2)=-0.754/[2×(-0.064)]≈5.891。本文其余拐点计算方法与此相同。，位于样本的取值范围内，这表明中国企业跨国并购与东道国创业之间存在倒U形关系。当中国企业跨国并购总额小于360.767百万美元时(8)计算方法为：e5.891-1=360.7669≈360.767。，中国企业跨国并购总额增加能显著提高东道国创业活跃度；当中国企业跨国并购总额大于360.767百万美元时，中国企业跨国并购总额增加会显著降低东道国创业活跃度。表2列(4)和列(5)分别为最大似然估计(MLE)和广义最小二乘估计(GLS)回归结果，核心解释变量一次项和二次项的符号方向和显著性水平与列(3)基本保持一致，同样体现出中国企业跨国并购与东道国创业之间的倒U形关系。假设H1得到验证。

表2 基 准 回 归

4.2 内生性分析与稳健性检验

4.2.1 考虑样本选择偏差的影响

中国企业的跨国并购行为是非随机的，而本文样本为接受中国企业跨国并购且金额已知的东道国，剔除了未接受中国企业跨国并购或接受中国企业跨国并购但金额未知的东道国(9)SDC Platinum数据库和Zephyr数据库中均包含交易金额未知的并购事件，本文有关中国企业对东道国进行跨国并购但交易金额未知的样本共有86个。，这可能使参数估计有偏。为缓解样本选择偏差可能带来的内生性问题，本文运用Heckman两阶段模型进行检验，具体回归模型如下：

(7)

(8)

表3 Heckman两阶段模型

4.2.2 考虑解释变量的替代指标

被解释变量TEA在衡量不同国家创业活跃度时可比性优势凸显，具备一定的不可替代性。因此，本文重点考虑对解释变量MA进行替换，采用的是中国企业跨国并购总额与东道国国内生产总值之比，用于反映中国企业跨国并购相对于东道国经济发展的重要程度。对于这一指标，考虑到分子与分母数值悬殊且存在小于100万美元的跨国并购数据，本文先对数据进行加一取对数处理，再求得比值。回归结果如表4中的列(1)所示，中国企业跨国并购总额与东道国国内生产总值之比的一次项和二次项分别在5%和10%的水平上显著，符号方向与基准回归保持一致，回归结果较为稳健。

表4 稳健性检验

4.2.3 考虑反向因果的影响

一方面，创业活跃度较高的东道国可能本身更能吸引中国企业开展跨国并购。另一方面，东道国的创业活跃度可能存在惯性，即前期创业活跃度很可能对当期创业活跃度产生影响。因此，本文将滞后一期的创业活跃度纳入回归方程，运用GMM两步法检验中国企业跨国并购与东道国创业活跃度之间可能存在的反向因果关系，并设定被解释变量TEA与解释变量MA为内生变量，其余变量为外生变量。

表4中的列(2)为GMM两步法的回归结果，滞后一期的东道国创业活跃度在1%的水平上显著，说明上一期的创业活跃度将正向影响当期的创业活跃度。同时，中国企业跨国并购一次项和二次项的符号方向与基准回归相同，并分别在5%和10%的水平上显著。这表明反向因果关系没有产生明显影响，回归结果总体是稳健的。此外，AR(1)的P值为0.015，AR(2)的P值为0.823，这表明存在一阶自相关，不存在二阶自相关，通过了Arellano-Bond检验。Hansen检验的P值为0.186，接受了所有工具变量均为外生的原假设，说明模型估计中使用的工具变量有效。

4.2.4 考虑金融危机冲击的影响

考虑到2008年金融危机爆发，不仅直接影响中国企业跨国并购进程，而且可能对东道国创业产生冲击。因此，本文在剔除2008年样本后重新进行回归，结果如表4中的列(3)所示。中国企业跨国并购一次项在5%的水平上显著为正，二次项在10%的水平上显著为负，中国企业跨国并购与东道国创业之间存在倒U形关系。调整样本后的回归结果与基准回归基本一致，回归结果较为稳健。

4.2.5 考虑异常值的影响

考虑到对数化前中国企业跨国并购总额的标准差均大于均值，数据变异程度较大，可能存在影响回归结果的极端值。因此，本文首先对解释变量在1%的水平上进行了双边缩尾处理，其次求出对应的平方项，最后运用处理后的数据再次进行回归。表4中的列(4)是剔除异常值后的回归结果，核心解释变量的显著性水平与基准回归保持一致，体现了回归结果的稳健性。

4.3 异质性分析

4.3.1 区分东道国经济发展水平

考虑到中国企业跨国并购对东道国创业的影响可能与东道国的经济状况有关，本文区分东道国经济发展水平，分样本检验中国企业跨国并购与东道国创业的关系。依据世界银行的分类，本文将处于“高收入水平”的东道国视为发达国家，共38个(12)38个发达经济体指澳大利亚、奥地利、巴巴多斯、比利时、加拿大、智利、克罗地亚、塞浦路斯、捷克、丹麦、芬兰、法国、德国、希腊、匈牙利、爱尔兰、以色列、意大利、日本、拉脱维亚、卢森堡、荷兰、挪威、巴拿马、波兰、葡萄牙、沙特阿拉伯、新加坡、斯洛伐克、斯洛文尼亚、韩国、西班牙、瑞典、瑞士、阿联酋、英国、美国、乌拉圭。；将处于“中高收入水平”“中低收入水平”和“低收入水平”的东道国视为发展中国家，共21个(13)21个发展中经济体指安哥拉、阿根廷、玻利维亚、巴西、哥伦比亚、埃及、加纳、印度、印度尼西亚、牙买加、哈萨克斯坦、马来西亚、墨西哥、摩洛哥、秘鲁、俄罗斯、南非、泰国、土耳其、乌干达、越南。。

表5是区分东道国经济发展水平得到的回归结果。从表5列(1)可以看出，当东道国为发达国家时，中国企业跨国并购与当地创业呈现倒U形关系，与基准回归结果一致。从表5列(2)和列(3)可以看出，当东道国为发展中国家时，中国企业跨国并购对当地创业的非线性影响较弱。当单独考察中国企业跨国并购对东道国创业的线性作用时，中国企业跨国并购的一次项在1%的水平上显著为正，表明中国企业跨国并购正向影响发展中国家的创业活动，即中国企业跨国并购对东道国创业的促进作用超过了阻碍作用。

表5 区分东道国经济发展水平

在接受中国企业跨国并购时，两类东道国的创业活动产生不同反应的原因可能有二。一是相较于发展中国家，发达国家本身具备较高的经济发展水平，市场发展空间有限，对于中国企业跨国并购所带来的知识溢出不太敏感，反而是中国企业可能获得了逆向知识溢出。此时，随着中国企业跨国并购规模不断增加，在知识溢出相对有限的情况下市场竞争会进一步加剧，不利于当地企业生存。因此，中国企业跨国并购在刺激发达国家的创业活动时面临的门槛更高，当中国企业跨国并购总额超过一定数量时，中国企业跨国并购对发达国家创业活动的效果将会由正转负。二是随着中国经济的飞速发展，部分发达国家出于政治考量对来自中国的并购投资十分警惕，这使得中国企业在发达国家的并购投资频频受阻，被允许投资的行业相对受限，一些优秀中国企业因为并购投资被叫停而失去进入发达国家的机会。因此，中国企业跨国并购所能产生的知识溢出和资源协同效果大打折扣，对发达国家创业活动的促进作用也相对受限。相反，发展中国家大多对引进包括中国资本在内的世界投资持欢迎态度，这使得中国企业跨国并购能更好地与当地企业配合，进而发挥中国企业跨国并购对当地创业活动的促进作用。

4.3.2 区分投资行业和上市情况

对于投资行业，本文基于并购标的对应的标准产业分类代码(US SIC Code)划分三大产业(14)标准产业分类代码共由四位编码组成，前两位代码为01～09对应第一产业，10～17和20～39对应第二产业，40～99对应第三产业。其中，10～14、15～17和20～39分别为采矿业、建筑业和制造业。，由于第一产业匹配后的样本数量仅有19个，故重点考虑中国企业在第二产业和第三产业中的跨国并购与东道国创业之间的关系。对于上市情况，本文基于中国跨国并购企业的股票代码进行划分，其中上市企业共涉及1392条交易事件，非上市企业共涉及2575条交易事件，加总后分别得到398条、603条数据。

表6是区分中国跨国并购企业投资行业和上市情况的回归结果。表6列(1)和列(2)显示，中国企业投资于第二产业的跨国并购与东道国创业之间存在显著的倒U形关系，而中国企业投资于第三产业的跨国并购对东道国创业没有显著的非线性影响。可能的原因有两点。一是中国第二产业起步较早且技术先进，更能在中国企业跨国并购的过程中向东道国传播有效的经验、技术和知识，从而对当地相关行业的创业活动产生促进作用。二是第二产业能够带来更高的产业关联度(李思儒等，2022)，更能通过上下游关联效应带动东道国创业。表6列(3)和列(4)显示，中国非上市企业跨国并购与东道国创业之间存在显著的倒U形关系，而中国上市企业跨国并购对东道国创业没有显著的非线性影响。可能的原因在于相较于上市企业，中国非上市企业跨国并购的交易金额尽管略低，但交易事件更多，与东道国当地企业的互动更频繁，因此更可能通过知识溢出与上下游关联从而促进东道国创业。

表6 区分投资行业和上市情况

5.进一步讨论

5.1 中介效应检验

表7是中国企业跨国并购影响东道国创业的中介效应检验结果。表7列(1)显示，中国企业跨国并购的一次项和二次项分别在5%和10%的水平上显著为正和负，说明中国企业跨国并购与东道国创业意愿之间存在倒U形关系。列(2)显示，在纳入东道国创业意愿及其与中国企业跨国并购的交互项后，中国企业跨国并购的一次项和二次项不再显著，而东道国创业意愿在1%的水平上显著为正。一方面，这说明中国企业跨国并购与东道国创业意愿的倒U形关系会通过东道国创业意愿的完全中介作用影响东道国创业，验证了本文的假设H2。另一方面，这说明东道国创业意愿正向影响当地创业，即随着东道国创业意愿的提高，当地创业活动也在增加。此外，东道国创业意愿与中国企业跨国并购的交互项不显著，说明东道国创业意愿与当地创业之间的正向关系不会受到中国企业跨国并购的影响。为加强结论的可信度，本文还参考了Sui等(2016)及林伟鹏和冯保艺(2022)的研究，在列(1)验证中国企业跨国并购与东道国创业意愿之间存在非线性关系的基础上，直接纳入中介变量，考察东道国创业意愿与当地创业之间的线性关系，结果如列(3)所示。可以看出，中国企业跨国并购的一次项和二次项不再显著，而东道国创业意愿在1%的水平上显著为正，这同样说明了东道国创业意愿在中国企业跨国并购与东道国创业之间表现为完全中介作用。

表7 中介效应检验

图1直观地展示了中国企业跨国并购对东道国创业的作用渠道。中国企业跨国并购与东道国创业意愿之间倒U形关系的拐点为5.917，与中国企业跨国并购和东道国创业之间倒U形关系的拐点基本一致。这说明，中国企业跨国并购对东道国创业意愿的影响与投资规模有关。当并购规模较小时，中国企业在内部容易引发核心员工的不满情绪，在外部可以提供面向国际市场的有效渠道，这会创造出更多的创业机会，营造良好的创业氛围，增强东道国潜在创业者的创业意愿，进而促成创业行为落地。但随着并购规模的扩大，中国企业在内部能更妥善地处理人员流动，在外部兼具扩张的劳动力需求和竞争优势，高工资和高进入门槛会降低创业的吸引力，减弱东道国的创业意愿，从而阻碍创业行为的发生。

5.2 调节效应检验

表8是制度环境的调节效应检验结果。表8列(1)用于检验管制环境的调节效应，结果显示，中国企业跨国并购的二次项与管制环境的交互项不显著，说明管制环境不能显著削弱中国企业跨国并购对东道国创业的倒U形效应，假设H3未得到证实。可能的原因是，本文61.7%的样本管制环境变量大于平均水平2.5，未能充分体现东道国管制环境的特征，这使得管制环境在回归过程中不够凸显。

表8 制度环境的调节效应检验

表8列(2)用于检验认知环境的调节效应，结果显示，中国企业跨国并购的二次项与认知环境的交互项不显著，说明认知环境不能显著削弱中国企业跨国并购对东道国创业的倒U形效应，假设H4未得到证实。可能的原因有二。一方面，本文样本中认知环境变量的均值为2.47，低于平均水平2.5，样本数据无法充分体现东道国认知环境的调节作用。另一方面，认知环境在实践中对东道国创业的影响可能并没有想象中的大，创业教育对创业意愿仅有微弱的相关性(Bae et al.，2014)，现有研究也无法证明创业教育能培养更多更好的企业家(Martin et al.，2013)。

表8列(3)用于检验规范环境的调节效应，可以看出，中国企业跨国并购的一次项在1%的水平上显著为正，二次项在5%的水平上显著为负。同时，中国企业跨国并购的二次项与规范环境的交互项在10%的水平上显著为负，与中国企业跨国并购二次项的符号相同，说明规范环境强化了中国企业跨国并购对东道国创业的倒U形效应，因此本文的假设H5得到证实。

图2直观地展示了不同规范环境水平下中国跨国并购与东道国创业之间关系的变化情况。随着东道国规范环境水平的提高，二者之间的倒U形关系得到强化。可能的解释是，当规范环境处于较高水平时，东道国的创业氛围相对浓厚，创业变得更加普遍。当跨国并购强度未达到临界值时，东道国民众可以运用中国企业带来的技术外溢开展创业活动。由于规范环境处于较高水平，社会舆论不会成为创业的阻碍，这有利于提高本土企业对技术外溢的利用效率，从而强化了跨国并购对东道国创业的促进作用。在跨国并购强度达到并超过临界值后，中国企业的技术外溢在吸引本土企业进入的同时，竞争效应也日益凸显。此时，较高水平的规范环境使得行业内企业数量众多，而跨国并购企业与当地企业建立的联系毕竟是有限的，这进一步加剧了本土企业间的竞争。同时，当规范环境水平过高时，社会中的冒险倾向趋于偏激，可能出现不理智的创业行为。在竞争效应和不理性投资的综合作用下，中国企业跨国并购对东道国创业的阻碍作用得到强化。

图2 规范环境对中国企业跨国并购与东道国创业之间关系的调节作用

6.结论与政策建议

6.1 结论

本文基于FDI溢出效应理论和制度理论，分析了中国企业跨国并购对东道国创业的影响，并运用2001—2021年全球59个国家的非平衡面板数据进行了实证检验，探讨了二者间的作用渠道和制度环境的调节作用，并进行了异质性分析。研究发现，中国企业跨国并购对东道国创业存在倒U形效应，该结论通过了稳健性检验。中介效应检验表明，中国企业跨国并购通过影响东道国创业意愿，进而影响东道国创业。调节效应检验表明，东道国的规范环境强化了中国企业跨国并购对东道国创业的倒U形效应。异质性分析表明，中国企业跨国并购对发达国家的创业存在倒U形效应，对发展中国家的创业存在线性正向影响；中国企业投资于第二产业而不是第三产业的跨国并购对东道国创业存在倒U形效应；不同于中国上市企业，只有非上市企业的跨国并购对东道国创业存在倒U形效应。

6.2 政策建议

从中国角度看，首先，中国政府要适度扩大跨国并购的投资规模，支持中国企业以并购方式参与国际市场，加大并购投资的广度和深度，推动中国企业跨国并购蓬勃健康发展。其次，中国政府要合理调控跨国并购的支出结构，引导企业加大对第二产业的并购力度，同时警惕企业对第三产业的并购行为。最后，中国政府要准确把握跨国并购的投资难点，简化审批手续流程，强化配套综合服务，破除非上市企业“走出去”的障碍，推动更多的非上市企业开展跨国并购。

从东道国角度看，一方面，东道国要根据实际情况制定引资政策。若东道国为发达国家，在引进中资规模越过拐点前，应持续批准并购交易；在引进中资规模越过拐点后，东道国应认识到“由量转质”的重要性，有针对性地引入中资企业的跨国并购。若东道国为发展中国家，则应大胆接纳更多来自中国的跨国并购，充分发挥并购对当地创业的积极影响。另一方面，东道国要调整完善规范环境，灵活运用成功企业家事迹宣传等手段，培育良好的创业氛围，强化中国企业跨国并购对东道国创业的促进作用，竭力消除“中国威胁论”的负面影响。