東道國市場結構與跨國公司國際市場進入方式選擇：元分析的檢驗

一 引 言

隨著“一帶一路”倡議在實踐上的不斷推進，對外開放從單純“引進來”的階段過渡到“引進來”與“走出去”并重的新階段。根據商務部網站公布的數據，2017年中國企業對“一帶一路”沿線59個國家新增投資合計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個百分點。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”倡議為中國企業進入國際市場提供了有利的宏觀環境，但在微觀層面，企業仍然需要詳細分析各個東道國市場情況，做出科學決策。跨國公司在國際市場需要克服由于文化差異、消費者偏見等因素產生的“外來者劣勢”等對跨國經營帶來的挑戰(Zaheer,1995[1]; Zhou和Guillen,2016[2])，也需要分析東道國的市場需求以及當地企業的防范或抵制策略等產業結構因素。

從1980年代開始，有關國際市場進入方式的大量實證研究都試圖回答這樣的問題：哪些因素會影響企業國際市場進入方式的選擇，即選擇跨國并購方式進入國際市場，還是選擇綠地投資？迄今為止已經形成了多種理論解釋，例如交易成本理論、資源基礎理論、新制度理論等(Slangen和Hennart,2007)[3]，以及多個層次的解釋變量，例如國家、產業、企業和海外分支機構等(Dikova和Brouthers,2016)[4]。這些理論研究加深了我們對企業國際市場進入方式的理解，也對企業決策實踐有一定的指導意義。然而，進一步的研究發現，不同的實證研究，即使采用相同的理論解釋、解釋變量和測量指標，也會得出不同的結論，有些甚至是互相矛盾的結論。例如，一種觀點認為，東道國市場競爭度越大，跨國公司進入時選擇并購方式的概率更大(Cheng,2006[5]; Dikova,2012[6])，而另一種觀點認為，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，因為在競爭度較小的產業市場中，較少的在位企業導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])。近年來中國企業加快了進入國際市場的步伐，尤其是“一帶一路”沿線國家市場，因此需要對一些關鍵影響因素進行研究，為中國企業跨國經營提供建議。

本文從產業層次研究跨國公司選擇國際市場進入方式的影響因素，即描述東道國市場結構的市場競爭度和市場需求兩個變量，運用隨機效應元分析模型以及元回歸方法分析1980-2017年的實證研究文獻。結果表明：東道國市場競爭度和市場需求潛力對企業國際市場進入方式選擇沒有顯著影響，東道國是發達國家還是發展中國家的調節效應也不顯著，但是，企業進入美國市場時更傾向于選擇跨國并購方式。下文結構安排是：第二部分對已有文獻進行回顧并歸納其主要觀點；第三部分為實證研究，包括數據收集與編碼、出版偏誤檢驗以及元分析結果討論；第四部分是文章的結論和建議。

二 文獻回顧與研究假設

市場結構是指產業內擁有相對穩定的經濟與技術特征的企業間的競爭關系(Porter,1980)[9]。產業競爭程度、產業進入壁壘以及市場需求特征等三個因素決定了一個產業的盈利水平(Martin,1979)[10]，一般采用市場集中度(排名前4家或10家企業的市場份額之和)測量市場競爭程度、用規模經濟效應指標測量產業進入壁壘、用產業增長率測量市場需求狀況。在有關企業選擇國際市場進入方式的實證研究中，探討較多的是市場競爭程度和市場需求特征兩個變量。

(一)東道國市場競爭度

選擇跨國并購還是綠地投資進入國際市場的差別是：并購一家當地企業并不改變東道國市場結構，該產業內企業的數量沒有發生變化，在短期內也不會改變各企業的市場份額，因此不會改變該產業的市場競爭度以及各企業之間的相對競爭性定位，跨國公司的進入也不會引起東道國市場在位企業的強烈進入阻止(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，是一種新的生產能力投資，當市場需求不變時，短期內增加的市場供應將導致產品價格下降，所有在位企業都將遭受利潤損失。因此，選擇綠地投資方式進入該國市場的跨國公司可能遭遇在位企業較大的抵制。同時，規模經濟效應要求跨國公司必須進行較大規模的投資，否則很難與在位企業競爭，而這恰恰是在位企業最關心的。因此，東道國在位企業勢必會采取各種策略阻止跨國公司的進入，而采用跨國并購則可以避免上述問題，因此，當進入一個市場競爭度較低的國家時，企業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])。

另一種觀點認為，當東道國市場競爭度較低時，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數量較少，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(Solocha和Soskin,1994[14];Chen和Zeng,2004[7])。因此，如果東道國市場競爭激烈，有很多企業同時參與市場競爭，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格購買到合適的企業。因此，在一個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入東道國市場。支持這種觀點的實證研究有：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，但當地企業的所有權發生轉移，如果跨國公司并購一家有市場影響力的當地企業之后，這種影響力自然轉移到跨國公司，可能會因對東道國產業安全構成威脅而遭到當地政府的阻止。并且大多數國家都設有相關的法律法規，當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跨國公司進行綠地投資，既可以增加就業還可以為當地政府增加稅收(Somlev和Hoshino,2005[18]; Qiu和Wang,2011[19])。綜合上述觀點，東道國市場競爭度與跨國公司選擇國際市場進入方式之間的關系并不明確。也有一些實證研究發現兩者間沒有顯著關系(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入該國市場存在兩種相反關系，在此提出以下對立假設：

H1a：東道國市場競爭度越高，企業選擇并購方式進入該國市場的概率越高；

H1b：東道國市場競爭度越高，企業選擇并購方式進入該國市場的概率越低。

(二)東道國市場需求

實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，市場具有較大的動態性，呈現出一種不均衡狀態，降低了進入壁壘對市場潛在進入者的影響(Yip,1982)[24]。因為在高增長率的市場，在位企業間一般不會進行價格戰，對新進入者也保持相對寬容的態度(Chatterjee,1990)[25]，高速增長的市場需求讓所有企業都有機會獲得進一步發展(Elango和Sambharya,2004)[15]。相反，在低成長性市場，在位企業優先考慮的是如何生存而不是開拓更大的市場份額。某一企業市場份額的增加就意味著競爭對手企業市場份額的減少，勢必引起企業間的激烈競爭(Oster,1999)[26]。因此，企業進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入方式選擇之間的邏輯關系是：在增長率較高的東道國市場，盡管在位企業對新企業進入都持比較寬容的態度，但相比較而言，跨國并購不改變原有各個企業的市場份額，只是某一被并購企業的所有權轉移到國外投資者，從競爭的角度看，對所有在位企業不產生任何影響(Zejan,1990)[27]。而綠地投資不同，跨國公司進入將改變市場結構，在位企業數量增加，增加的市場供給導致產品價格下降，所有企業的利潤受損。當東道國市場增長率較低時，這種影響將更加明顯，在位企業將激烈抵制綠地投資方式。因此在一個高增長的市場，跨國公司最優策略是選擇綠地投資方式進入該國市場，而在低增長市場，最優策略則是跨國并購(Caves和Mehra,1986[28]; Slangen和Hennart,2008[29]; Drogendijk和Slangen, 2006[30]; Brouthers和Brouthers,2000[31]; Shaver,1998[17])。

也有相當數量的研究得出相反結果，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]等實證研究發現東道國市場需求增長對企業國際市場進入方式選擇沒有顯著影響。盡管從1980年代開始，積累了大量關于跨國公司國際市場進入方式的理論與實證研究，形成了公認的理論解釋，例如資源基礎理論、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入該國市場的影響效應卻沒有一個明確答案。因此，提出以下對立假設：

H2a：東道國市場需求增長率越高，企業選擇綠地投資進入該國市場的概率越大；

H2b：東道國市場需求增長率越高，企業選擇綠地投資進入該國市場的概率越小。

三 實證研究

(一)數據分析方法

元分析(Meta-analysis)運用數量方法對多篇針對同一問題的多項獨立實證研究結果進行系統性分析，從而得出一個具有綜合性一致性的結論(Hunter和Schmidt,2004)[34]。元分析的基本概念是“效應值”(ES, Effect Size)，是描述原始文獻中因變量和自變量相關關系的統計量。本文借鑒Card(2011)[35]、Stanley和Doucouliagos(2012)[36]的方法，選擇“偏相關系數”計算效應值，它是由每篇文獻中多元回歸方程自變量系數的t統計量和模型自由度(df)計算而來，計算公式是：

將r轉換為Fisher’s z值，即：

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

選擇不同的權重指標代表了不同的元分析模型, 即固定效應模型和隨機效應模型，后者的優點是能夠修正樣本異質性對效應值的影響。固定效應模型的權重是效應值方差的倒數：

WF=1/[se(z)]2

隨機效應模型的權重是效應值z的樣本內方差和樣本間方差之和的倒數，即：

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

(二)數據收集與處理

在ABI/INFORMS、JSTOR、EBSCO等數據庫中以“acquisition, greenfield, FDI mode, establishment mode”等作為“標題或者關鍵詞”進行檢索，檢索時間范圍是1980-2017年，同時參考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篇文獻所提到的實證研究。采用相同的編碼手冊獨立對文獻進行編碼，處理效應值：(1)每篇文獻選擇一個效應值，首先根據樣本量標準，優先選擇樣本量較大的效應值，然后根據模型自變量數量，優先選擇變量數較多的效應值，在上述標準都相同的情況下，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，當自變量的效應值以綠地投資模式為基準，即當回歸模型因變量設置M&A=0,GFDI=1，如果自變量系數大于零，表示該變量的取值增加時選擇跨國并購的概率降低。如果實證研究結果與此相反，以綠地投資作為基準(GFDI=0,M&A=1)，根據Logistics回歸原理，把原始數據轉換為以跨國并購為基準的數值后自變量系數符號改變，但顯著性水平保持不變，如果原始數據是正向顯著，轉換后為負向顯著，原始數據正向不顯著，轉換后為負向不顯著。有關國際市場進入方式(跨國并購與綠地投資)的實證文獻數量相對較少，同時從中國知網檢索發現還沒有國內學者針對東道國市場結構變量的實證研究，因此最終用于元分析的是30篇英文文獻。

(三)效應值選擇

1.市場競爭度。測量市場競爭程度的重要指標是市場集中度，一般選擇行業內排名前n名公司市場份額之和，即CRn(n一般等于4、5或者其他數值，例如10或50等)，或者采用“赫芬達爾-赫希曼指數”(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，其數值越大表示市場集中度越高，即少數幾家公司占有絕大部分市場份額，市場競爭度越小。17篇文獻大部分都采用了CR或者HHI指標測量東道國市場競爭程度，例如Hennart和Park(1993)[13]、Hennart和Reddy(1997)[42]采用的是行業排名前50公司的HHI指標，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。有3篇文獻采用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，無論是一手數據還是二手數據，盡管采用不同的測量指標，但是測量指標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“結構-行為-績效”理論，產業結構對企業戰略行為有直接影響(Pepall et al., 2011)[45]。實證研究中，東道國市場需求增長率通常采用三種方法衡量。一是采用該產業的出貨量增長率(Shipment Volume)，數據主要來源于各國政府機構提供的分行業生產量統計，例如Hennart et al.(2015)[33]采用巴西地理和統計學會提供的分行業生產量增長率平均值，Elango和Sambharya(2004)[15]采用美國商務部的統計數據，4位數SIC產業代碼所表示的該產業在跨國公司進入前8年的生產量平均值。二是使用東道國宏觀經濟指標，即GDP和GNP增長率等，例如Dow和Larimo(2011)[38]使用跨國公司進入前1年東道國GDP增長率，Larimo(2003)[46]采用跨國公司進入前3年東道國GNP增長率平均值。三是使用調查問卷，詢問企業管理者對東道國市場行業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]詢問企業決策者在做出國際市場進入模式決策當時對東道國產業需求的判斷，1表示非常差，7表示非常好，類似文獻有Dikova和Witteloostuijn(2007)[22]、Demirbag et al.(2008)[32]等。當然，較為理想的是采用第一種方法，不過根據戰略決策理論的觀點，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決策本質(Herrmann和Datta,2006)[47]。所有元分析文獻如表1所示。

表1 元分析原始文獻

(續上表)

編號文獻數據類型數據時間樣本量行業母國東道國8Shaver (1998) *B1987213制造業全球美國9Brouthers和Brouthers(2000)B1980-1994103制造業日本歐洲10Chang和Rosenzweig (2001)*B1975-1992816制造業歐洲日本美國11Anand(2002)*B1974-1992989制造業日本美國12Mudambi和Mudambi (2002)*B1992-1996225制造業全球英國13Larimo(2003)B1960-19993524混合北歐全球14Chen和Zeng(2004)*B1978-1987269制造業日本美國15Elango和Sambharya(2004)*B1989-1994336制造業全球美國16Somlev和Hoshino(2005)B2003690制造業日本歐洲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制造業日本美國23Arslan和Larimo(2011)B1990-2006343制造業芬蘭東歐亞洲24Dow和Larimo(2011)B1993-19991473制造業北歐全球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制造業全球全球29Cheng(2006)*B2005400制造業臺灣全球30Anand和Delios(2002)*B1974-19912175混合日本德國英國美國

注：(1)前27篇文獻測量市場增長率，其中Chang和Rosenzweig (2001)將總樣本分為3個子樣本，因此共29個效應值。標有“*”的文獻測量市場競爭度，共17篇，其中Caves和Mehra(1986)將總樣本分為2個子樣本，因此有18個效應值。(2)數據類型中，A表示一手數據，B表示二手數據。

(四)元分析結果

首先，在正式進行元分析之前，需要先進行效應值異質性檢驗，以判斷是采用固定效應還是隨機效應模型。異質性檢驗使用Q統計量，即Q=∑WF·z2-(∑WF·z/∑WF)。結果顯示，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。說明兩個效應值都存在異質性，隨機效應模型較為合適(Card,2012)[35]。

從隨機效應模型結果(表2)可以看到：市場集中度的效應值z等于-0.0282，標準化處理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入該國市場沒有顯著影響。另外，東道國市場增長率的效應值z為-0.0243，標準化處理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選擇綠地投資還是跨國并購方式進入該國市場沒有顯著影響。傳統產業組織文獻認為在一個寡頭市場，在位企業往往會采取限制性產量或價格，以及擴大自己的生產能力等策略阻止新企業進入(Weiman和Levin,1994[48]; Hall,1990[49])，即市場結構會影響企業是否進入新市場的選擇。上述元分析結果顯示，東道國的市場結構對外國企業選擇綠地投資還是跨國并購方式進入該國市場沒有顯著的影響效應。盡管跨國并購是收購市場上一家在位企業，并不改變市場結構，但綠地投資是在東道國市場新成立一家企業，增加了市場供給，改變市場結構，可能引起東道國市場在位企業的防范和抵制。一個可能的解釋是，傳統產業組織文獻的研究對象絕大多數是國內市場，而非國際市場。相對于國內市場，進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，其對國際市場進入決策往往具有決定性的影響，例如一些發展中國家為了保護本國企業，對外資并購和綠地投資都設置了強制性的股權比例限制，一些行業甚至直接禁止外資進入。東道國市場結構因素雖然重要，但與政治和法律等因素相比較，就不具有決定性影響。

表2 隨機效應模型

注：(1)效應值z為負表示該變量取值越大跨國公司選擇并購概率越小;括號內數值表示參數估計值標準差。(2)置信區間下界指95%顯著性水平的置信區間。

其次，采用元回歸方法檢驗效應值異質性來源。隨機效應模型盡管修正了效應值異質性對模型結論的影響，但還需要進一步知道異質性來自哪里，元回歸方法可以實現這個目標，即用每篇文獻的效應值作為因變量，用能夠描述文獻特征的指標作為自變量進行回歸(Stanley和Doucouliagos,2012)[36]。選擇的自變量有：(1)數據類型(Data Type，簡稱DT)，當實證研究采用的是二手數據時DT=1，一手數據DT=0；(2)母國(HOME)，當母國是發達國家時HOME=1，是發展中國家時HOME=0；(3)東道國(HOST)，發達國家時HOST=1，發展中國家時HOST=0(根據聯合國發布的2016年人類發展指數判斷，超過0.85以上為發達國家，其他為發展中國家)；(4)樣本企業所屬產業(INDU)，制造業INDU=1，服務業或者制造業與服務業混合樣本INDU=0。

從元回歸結果可以看到(表3模型一)：2個效應值對4個自變量的回歸系數都不顯著，因此可以得出結論：盡管從元分析的Q統計量可知，2個效應值都存在異質性，但從元回歸結果看，這4個自變量都不是效應值異質性的主要影響因素。由此可見，(1)采用什么類型的數據來測量東道國市場結構并不重要，測量市場集中度的17篇文獻中只有5篇是一手數據，測量市場增長率的27篇文獻中只有7篇是一手數據，采用調查問卷等一手數據的實證研究數量較少，今后研究可以更多地嘗試采用一手數據；(2)元分析結果顯示，跨國公司的母國和東道國不論是發達國家還是發展中國家，對跨國公司選擇綠地投資還是跨國并購方式進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分跨國投資的來源國和目的國是發達國家還是發展中國家。但是，傳統的對外直接投資理論是區分發達和發展中國家，例如適用發達國家對外直接投資的有壟斷優勢理論、市場內部化理論、產品生命周期理論和比較優勢理論等，而適用發展中國家對外投資的有資本過度積累理論、投資發展階段理論以及小規模技術理論和技術地方化理論。后續研究中需要一個既適用于發達國家也適用于發展中國家的“整合的”對外直接投資理論；(3)測量市場集中度的17篇文獻中只有6篇是針對服務型跨國公司，測量市場增長率的27篇文獻也只有9篇是針對服務型跨國公司，元分析結果顯示，跨國公司所屬行業對其選擇綠地投資還是跨國并購方式進入國際市場均沒有顯著影響。相較于制造業企業，大多數服務業企業的固定資產比重較低，跨國經營的模式也有一些差別，但這些因素并不影響企業選擇綠地投資還是跨國并購方式進入國際市場。

表3 元回歸結果

注：模型一的自變量HOST和HOME=1表示發達國家，0表示發展中國家；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；括號內數值表示參數估計值的標準差；***、**、*分別表示p值小于1%、5%、10%。

另外，研究日本企業對外投資的實證文獻較多，同時以美國作為投資東道國的研究也較多，因此，把HOME和HOST兩個變量的測量方法修改后再次進行元回歸，即HOME=1表示日本，否則=0；HOST=1表示美國，否則=0。從元回歸結果可以看到(表3模型二)：除了HOST變量系數是顯著的之外，其他變量都不顯著。市場增長率的效應值對自變量HOST的回歸系數是0.1150，雙側檢驗p值0.068(6.8%)，在10%水平上顯著，說明外國企業進入美國市場時更傾向于選擇跨國并購方式。從聯合國UNCTAD發布的2016年世界投資報告數據也可以發現這一規律：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年達到4.38倍。相反，2003-2015年間美國企業對外直接投資中跨國并購與綠地投資金額比值的平均數是0.61，美國企業的跨國經營更傾向于選擇綠地投資方式進入國際市場。美國的人均國民收入較高，消費潛力巨大，美國一直是中國企業渴望進入的國際市場，但是美國總以國家安全等為借口，拒絕中國企業的投資，例如2012年奧巴馬政府禁止中國三一集團并購美國風力發電廠，2018年特朗普政府禁止美國政府項目采購中國華為、中興等公司生產的網絡設備。從元分析結果可以得到啟示，其他國家的跨國公司進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，中國企業仍然要堅持采用跨國并購方式進入美國市場。不久前中美兩國就雙邊貿易爭端發表聯合聲明，雙方同意努力創造公平競爭營商環境，鼓勵雙向投資。因此中國企業更應做好準備，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，微觀上可使企業獲得更大的經濟利益。

(五)出版偏誤檢驗

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

圖1 市場集中度效應值漏斗圖

元分析結果表明，東道國市場集中度和市場增長率對外資企業選擇什么模式(跨國并購還是綠地投資)進入該國市場沒有顯著影響，提出對立假設是適當的。根據產業經濟學的“結構-行為-績效”理論，東道國市場結構是跨國公司戰略決策的關鍵影響因素，但研究結果并沒有支持這一論點?？赡艿脑蛴幸韵聨c：(1)實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有行業內排名前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指數等，個別研究用在位企業數量來表示市場集中度，還有通過調查問卷方法獲得的企業管理者對市場競爭度的主觀判斷。不同測量指標最終在回歸模型中的系數對事件發生概率(外資企業選擇跨國并購方式)偏效應的影響機制非常復雜，其經濟學含義并不明確，得出結論是否具有一致性就值得懷疑。另一個變量，市場增長率也存在類似的問題，如有國家層次的GDP增長率，也有產業層次的生產量增長率等。(2)元回歸的模型二發現，外資企業進入美國市場時，市場增長率越大，外資企業更傾向于選擇跨國并購方式，這一結論也與最新的美國接收外國直接投資的統計數據相吻合。這從另一個角度說明已有實證研究收集的樣本太雜亂，很多研究樣本包含了多個國家的企業，有些是發展中國家，有些是發達國家，經濟發展水平參差不齊，企業自身的特征與跨國經營的目標也千差萬別。(3)已有研究樣本企業所屬行業，有些是制造業企業，有些是服務業企業，有些是兩者兼而有之，但制造業企業一般固定資產投資較大，而服務業企業往往是無形資產所占比例較大，其選擇國際市場進入方式需要考慮的因素當然有所不同。

圖2 市場增長率效應值漏斗圖

四 結論、啟示與下一步研究思考

企業跨國經營首先面臨的是進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(即綠地投資)還是并購東道國當地企業(即跨國并購)，這是企業國際戰略決策的重要內容。從產業經濟學的“結構-行為-績效”理論角度，市場結構是影響企業戰略行為的重要因素，因此，東道國市場結構勢必影響企業選擇哪種方式進入該國市場。本文問答了兩個問題，第一：描述東道國市場結構特征的市場競爭度和市場需求增長率兩個變量對外資企業選擇綠地投資還是跨國并購方式進入該國市場是否有顯著的影響效應？第二，這種影響效應是否受到其他因素的調節作用，例如制造業企業與服務業企業是否不同，東道國和母國是發達國家還是發展中國家是否有差異，以及實證研究是采用統計資料等二手數據還是調查問卷等一手數據得到的結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論?；?980-2017年間發表的30篇實證研究文獻，運用元分析方法對上述問題進行系統性檢驗，結果發現：東道國市場競爭度和市場需求增長率對企業選擇綠地投資還是跨國并購方式進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達國家和發展中國家等變量對上述主效應沒有顯著的調節作用，但當各國企業進入美國市場時，更傾向于選擇跨國并購而不是綠地投資方式。

對企業決策者和政策制定者來說，盡管研究結論顯示東道國市場結構對企業進入國際市場方式的選擇沒有非常明顯的影響效應，但仍然可以從中獲得有益的管理啟示。企業選擇跨國并購還是綠地投資方式進入國際市場的影響因素是多方面的，既有國家和產業層次的，也有企業和具體的跨國投資自身的特點等，東道國的產業結構不是決定性因素，在企業具體的國際市場進入戰略決策過程中，至少可以將它排除在核心決策因素之外。選擇哪種方式進入國際市場本身就是一項復雜的戰略決策，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有效性至關重要。無論是制造業企業還是服務業企業，無論是進入發達國家還是發展中國家，東道國市場結構都不是重要的影響因素，簡化了企業的決策維度。盡管歐洲和美國仍然是中國企業開展跨國經營的重要海外市場，但隨著“一帶一路”倡議不斷推進，越來越多的中國企業進入“一帶一路”沿線國家市場，但是這些國家與歐洲和美國等發達經濟體不同，大多是發展中國家，差異較大。但從本文實證分析結果看，東道國是發達國家還是發展中國家對外國企業選擇進入該國市場的方式沒有顯著影響，綠地投資和跨國并購都是可行的，無須擔心這些國家與歐美等發達國家的經濟發展水平差異會影響企業國際市場進入方式的選擇。

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變量都有多種不同的測量指標，更好的方法是針對每一種測量指標分別做元分析，檢驗不同測量指標得到的效應值是否存在顯著差異，也能為今后的實證研究到底選擇哪一種測量指標提供建議。當然，這樣做需要更多的樣本，文獻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，所有實證研究都有詳細說明數據采集的時間，如上文表2所示，檢驗調節效應的元回歸模型沒有包含時間變量，這應該是非常重要的影響因素，根據階段國際化理論，企業往往是從最簡單的國際市場進入方式開始，例如出口貿易或者尋找海外代理等，然后逐步采用比較復雜的直接投資模式，加入時間變量就可以檢驗企業是否會隨著時間推移而改變國際市場進入方式。對研究者來說，今后針對企業國際市場進入方式的實證研究首先應該改善解釋變量衡量方法，采用一致的測量指標，例如表示市場增長率最好的測量指標是企業所進入國家特定產業的出貨量增長率(Shipment Growth Rate)，而不要用宏觀經濟指標，例如GDP或者GNP增長率。再次，應該有更多的采用調查問卷方法收集數據的實證研究，盡管市場結構能夠影響企業的戰略決策行為，但對企業決策者來說，這些都是環境變量，哪些因素進入了企業戰略決策的考慮范疇只有決策者本人知道，因此，調查問卷能夠獲得決策者最真實的想法。第四，限制樣本點的多樣性，即只針對制造業企業或者服務業企業，不要將兩類企業混在一起進行分析，同時最好選擇單一母國的企業，或者單一東道國的企業。因為一項研究中，不可能包含國家、產業、企業和投資等四個層次所有解釋變量，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，就必然出現遺漏變量問題。