對華反傾銷會影響企業跨國并購成功率嗎??

陳奉先 李 娜

一、引言

當前，世界政治形勢錯綜復雜、全球經濟下行壓力增大、逆全球化思潮有所加強，各國以單邊主義、保護主義措施重振本國經濟的勢頭日益凸顯，以反傾銷調查為代表的非關稅壁壘日益成為主流的貿易保護手段。根據世界貿易組織(World Trade Organization，WTO)統計，1995—2020 年全球累計發起6 307 次反傾銷調查，其中針對中國的高達1 481 次，占全球反傾銷調查總數的23.48%。而且，外國對中國發起的反傾銷案件，往往呈現出“一窩蜂”的跟風現象。進一步地，反傾銷制裁的跟風效應和報復效應使得經濟體間的反傾銷行為呈現多重的雙向互動特征，由此形成了一個復雜的反傾銷網絡。在對外貿易受到嚴重沖擊時，中國對外直接投資呈現如火如荼的發展態勢，越來越多的中國企業活躍于跨國并購市場。根據BvD-Zephyr 全球并購交易數據庫的統計(見圖1)，2000—2020 年中國企業共發起3 843 次跨國并購，年均183 次，其中2016 年驟升至438次；并購金額從2000 年的2 億美元增至2017 年的1 308.76 億美元，2020 年回落至321.14 億美元，但整體上占對外直接投資(Outward Foreign Direct Investment，OFDI)的比例年均達到39.85%。然而，中國企業大踏步“走出去”后卻未能實現向“走上去”的質量轉變，具體表現為并購成功率較低，2000—2020 年跨國并購成功率為年均44.15%，最低時不足30% (見圖1)①跨國并購成功率的計算口徑為從鎖定并購目標到談判、競購、成功交割的過程，未考慮后續整合順利并運營獲利的過程，后同。此處數據作者根據BvD-Zephyr 數據庫自行測算。，若進一步考慮交割后的整合、獲利階段，成功率會大打折扣。那么，反傾銷壁壘是否會影響并購成功率呢? 厘清上述問題對識別跨國并購機遇、化解跨國并購風險、提高跨國并購成功率有著重要的現實意義。

圖1 2000—2020 年中國企業跨國并購數量、金額與遭遇的反傾銷調查次數

傳統國際投資理論認為，東道國的貿易保護行為會刺激企業以對外直接投資的方式規避過高的貿易成本，這種方式被稱為“跳脫關稅型”對外直接投資(tariff-jumping-foreign investment)。Barrell 和Pain (1999)基于日本數據、Barry 等(2016)基于愛爾蘭數據、余振和陳鳴(2019)基于中國數據進行的研究均證實了企業利用對外直接投資繞過貿易壁壘的典型事實。但也有學者認為，只有發達國家的企業具備開展關稅跨越式OFDI的特征條件，眾多發展中國家企業無法通過OFDI 規避貿易壁壘(Blonigen，2002)，甚至有研究認為貿易保護會抑制對外直接投資。徐世騰(2011)發現，中國的對外直接投資更多地流向了前期貿易救濟措施少、貿易自由度高的國家。Duval 和Utoktham (2014)研究發現，兩國之間的貿易成本(不含關稅)、關稅均對FDI 有著顯著的負向影響。劉洪鐸和陳和(2016)從母國出口平臺型對外直接投資(home-country export plat FDI)的角度進一步解釋了貿易成本與FDI 的負相關關系。

基于上述分析，貿易保護對OFDI 的影響效應存在不確定性。跨國并購作為企業“走出去”進行全球化生產布局的主要形式，貿易保護如何影響跨國并購? 已有大量學者圍繞跨國并購的影響因素展開研究，他們認為跨國并購不僅受并購企業資源稟賦、競爭優勢等自身特征的影響(俞萍萍和趙永亮，2015；蔣墨冰等，2021)，還受行業周期(Kang 和Johansson，2000)、技術變革和產業政策(蔣墨冰等，2021)等行業因素的影響；同時，兩國在政治、經濟、制度、文化等各領域的關系也會決定跨國并購的成敗和效果(Uddin 和Boateng，2011；閻大穎，2011；李詩和吳超鵬，2016；楊波等，2016；Paudyal 等，2021)。然而，直接探究貿易保護對跨國并購的影響研究較少。Li 等(2018)發現自由貿易協定成員之間的跨國并購交易明顯增多，這從側面證實貿易保護可能會對跨境并購活動產生負面影響。楊連星(2021)發現跨國并購規模與數量受到東道國反傾銷政策的負面沖擊。

與境內并購相比，跨國并購面臨更復雜的外部環境，并購交易的難度和后續經營的不確定性均高于境內并購，當受到超出交易雙方控制范圍的外部因素沖擊時，并購成功率會隨之下降。貿易保護是影響并購交易進程或左右交易結果的重要因素之一，已有學者就貿易保護對并購成功率的影響展開研究。曹清峰等(2019a)發現，關稅壁壘提高了企業開展海外并購的生產率門檻，從而降低了企業海外并購成功率。曹清峰等(2019b)發現，關稅壁壘通過降低海外預期收益從而對跨國并購成功率有負向影響。除了關稅壁壘，孫文莉等(2016)還發現反傾銷等非關稅壁壘對跨國并購成功率有著顯著的負向效應。區別于上述研究，楊連星(2021)發現企業在遭遇反傾銷調查后，跨國并購成功率在一定程度上得到提升。

綜上，由于在樣本選擇、核心解釋變量構建、研究方法上各有不同，關于貿易壁壘對企業跨國并購行為影響的研究，所得結論也存在較大分歧。在現有研究基礎上，本文基于2000—2020 年的BvD-Zephyr 全球并購交易數據庫識別中國企業跨國并購樣本，結合世界銀行臨時性貿易壁壘數據庫(Temporary Trade Barriers Database，TTBD)，利用行業—企業層面的“反傾銷制裁—跨國并購”細分數據，深入探究反傾銷壁壘對企業跨國并購成功率的影響及作用機理。此外，本文還按照東道國特征(是否是“一帶一路”沿線國家、是否承認中國“市場經濟地位”、制度質量)、雙邊特征(文化距離、地理距離)進行分組檢驗。盡管楊連星(2021)已初步探討了反傾銷調查對企業跨國并購成功率的影響，但相對于前人的研究，本文的邊際貢獻體現在以下方面:在理論模型方面，傳統模型僅限于討論出口企業面臨反傾銷制裁后選擇跨國并購或繼續出口兩種情形，而繼續出口僅考慮直接貿易卻忽略了其他可能的出口模式(轉口貿易、出口到第三國)，本文則將多種出口模式同時納入考量，以分析反傾銷制裁的三種貿易效應(破壞、轉移和偏轉)對跨國并購行為的影響，研究情形更貼近現實；在樣本選擇方面，本文涵蓋了2018 年中美貿易沖突及以后年份，將全球經貿關系惡化的代表性時期納入研究，使得研究結論更具普遍性和一般性；核心變量設定方面，反傾銷訴訟調查的發起并不等于制裁措施的落地實施，而且一項反傾銷措施從實施至撤銷存在一定的時間間隔，單純使用訴訟數據會高估反傾銷措施的實際影響并忽略其持續性影響；研究內容方面，除了討論反傾銷對并購成功率的影響，本文重點剖析了反傾銷調查的“跟風效應”對跨國并購成功率產生的跨國和跨行業溢出效應，以及東道國在反傾銷網絡中的結構特征對并購成功率的影響。此外，本文還將雙邊政治關系納入分析框架，評估其對反傾銷壁壘的緩沖調節作用，拓展政治經濟互動領域的相關研究。

二、理論模型與研究假設

本文通過構建古諾(Cournot)競爭模型，比較了母國(f國)企業在東道國(h國)市場上自由貿易、遭遇到東道國反傾銷壁壘后繼續出口或者選擇跨國并購時的均衡狀態。本文參考Belderbos 等(2004)的研究思想，假設h國某行業有三個代表性企業參與競爭，分別是本國企業h、母國企業f和第三國企業k。企業f和企業k來自經濟狀況、出口產品特征等相似的國家，并且產品在h國的需求函數為p＝α－βQ。

(一)自由貿易(Free Trade)情形

東道國企業h、母國企業f和第三國企業k的利潤函數分別為:

其中，ch、cf、ck，分別為企業h、企業f和企業k在各自國家生產時的邊際成本和產量，sfh和skh代表企業f和企業k從本國運輸到h國的關稅和運輸等貿易成本。通過求解，可得到企業f和企業k的均衡價格和產量，分別見表1 第(1)行。①因篇幅所限，本文省略了企業k 在不同選擇下的均衡價格、均衡產量與最優利潤表，感興趣的讀者可在《經濟科學》官網論文頁面“附錄與擴展”欄目下載。

表1 企業f 在不同選擇下的均衡價格、均衡產量與最大利潤

由于企業f具有更廉價的勞動力和土地租金，占據成本優勢(ch>cf＋sfh)，因此其產品的售價低于東道國企業，從而導致企業f和企業h競爭關系的存在以及東道國政府采取反傾銷措施的可能。當東道國政府征收反傾銷稅tfh后，企業f出口的邊際成本變為cf＋sfh＋tfh。面對h國的反傾銷制裁，企業f可能選擇繼續出口或者對外并購。當企業f選擇繼續出口時，其可能以直接貿易或者轉口貿易的方式繼續服務東道國市場，也可能選擇退出東道國市場而向第三國市場出口。

(二)在h 國實施反傾銷(Anti-Dumping)措施后，f 企業選擇繼續出口

1.直接貿易

東道國企業h、母國企業f和第三國企業k的利潤函數分別為:

2.轉口貿易

企業f在本國生產并通過第三國(或地區)l將產品運往h國，假設從f國到l國、從l國到h國的關稅和運輸成本分別為sfl、slh，兩者之和為。由于反傾銷可能存在跨國“跟風效應”，即當h國對f國企業發起反傾銷制裁后，第三國l擔心f國的產品涌入本國而沖擊本國產業，故其會征收反傾銷稅tfl，假定tfl＝atfh(1>a≥0)。各個企業的利潤函數變為:

3.出口到第三國

企業可能會選擇退出h國市場，將產品出口到與h國經濟狀況類似的第三國m，反傾銷制裁產生貿易偏轉效應(trade deflection)。為簡便起見，此處假設第三國m的反需求函數與國家h一致。同時假定tfm＝btfh(1>b≥0)，則企業m、企業k和企業f的利潤函數分別為:

(三)在h 國實施反傾銷措施后，企業f 選擇跨國并購(Mergers ＆ Acquisitions)

企業f選擇并購企業h，一方面可以省去關稅、運輸以及反傾銷成本；但另一方面，由于生產環境的改變，企業f可能要支付更高的勞動力工資、土地租金以及整合成本等，因此我們假設新增邊際生產成本為。此外，企業f需要付出一定的固定投資成本F，同時面臨因并購不確定性而帶來的投資風險。最后，無論并購成功與否，企業都要支付前期并購準備活動而產生的費用成本FM。

假定w為企業f并購成功的概率，則(1－w)為其并購失敗的概率。在企業f成功并購企業h的情況下，企業f和企業k的利潤函數為:

在企業f并購失敗的情況下，h國的競爭格局和企業f面臨反傾銷制裁的事實均沒有改變。企業f的行為選擇退回繼續出口的三種情形，甚至可以選擇在國內銷售①本文忽略此情形。。此種情形下，企業f損失并購前期準備活動的費用FM，同時獲得外貿收益，則企業f的期望利潤函數為:

表1 的第(5)行和第(6)行為企業并購成功和失敗兩種情形下的均衡價格、均衡產量與期望利潤。

由上述推導可知，相較于自由貿易，企業f遭遇h國的反傾銷制裁后，若企業f選擇繼續服務東道國h，不論是直接出口還是轉口貿易都會提高企業f的出口價格，減少出口數量，h國的反傾銷制裁會產生貿易破壞效應(trade destruction)，企業f的利潤空間受到影響。此外，企業k出口數量增加，h國市場被其擠占，反傾銷制裁會產生貿易轉移效應(trade diversion)。為了降低反傾銷對企業的消極影響，此時企業f可能會以跨國并購的方式規避貿易壁壘，甚至退出東道國h而去服務第三國m，反傾銷制裁產生貿易偏轉效應(trade deflection)。面臨著反傾銷制裁的貿易轉移和偏轉效應，企業f通過并購進入h國的動機或者積極性是否會大幅度降低?在面對反傾銷壁壘時，企業f選擇跨國并購的前提是。由于面臨同樣的內外部壞境，此處假定企業并購失敗后的出口選擇和不并購時一致，由此得到企業f并購企業h的臨界函數不等式為:

由式(16)可以得出:

由式(17)可知，當企業f面臨東道國h的反傾銷制裁時，企業會選擇以跨國并購的方式跨越貿易壁壘，即反傾銷制裁會刺激企業的跨國并購行為。以繼續出口到東道國h為基準，當時，因轉口貿易和出口到第三國m帶來較高利潤會削弱企業的并購動機，這在一定程度上反映了反傾銷制裁的三種效應對并購動機的負面影響，反之亦然。①a≤1、b≤1，但是、 以及 的大小關系因為涉及運輸成本s 和反傾銷稅t 等多個參數，無法做出明確的判斷，此處僅作一般說明。

在選擇跨國并購后，即在式(18)成立的前提下，分別對成功率w和反傾銷稅t求導。

由式(21)可以看出，當z＝h時，?w/?t<0。故提出本文的研究假設1。

假設1:東道國的反傾銷措施會降低企業跨國并購成功率。

根據式(22)可以看出，式(21)會隨著跨國并購所需固定投資成本F的增加而減少。這部分固定投資成本F可能受到東道國制度環境、兩國之間文化距離及地理距離的影響(余振和陳鳴，2019)。制度基礎觀指出，企業的戰略選擇受到制度(正式和非正式制度)環境的約束①正式制度包括法律、規章和規則等，非正式制度包括文化、慣例和道德規范等。(North，1990)，故企業跨國并購的交易成本和結果等也與制度環境密切相關(閻大穎，2011)。東道國良好的制度環境可以為跨國公司提供相對穩定的政治和經濟發展環境，減少并購過程中可能面臨的各種風險和不確定性，最大限度地降低政府效率低下、產權保護缺失、官員腐敗、法治建設薄弱和監管不足等帶來的額外交易成本，而且透明公開的制度環境能夠降低信息搜尋成本和價值誤判成本，從而避免高估固定投資成本F。就文化距離來講，兩國的文化差異會帶來具有民族主義傾向的隔閡、偏見和信任缺失，也會增加并購企業的溝通協調難度、資源獲取難度和協商議價成本。綦建紅等(2012)發現由文化差異帶來的外來者劣勢會阻礙并購交易順利完成。地理距離方面，地理距離會阻礙交易信息的傳遞，降低溝通的頻率和效率，加劇信息不對稱，從而增加估值難度，影響并購活動的順利開展與成功結束(賈鏡渝等，2015)。對此，本文提出研究假設2。

假設2:當東道國制度質量較差、兩國文化距離和地理距離較遠時，東道國反傾銷制裁對跨國并購成功率的抑制作用更強。

如上所述，東道國h發起反傾銷制裁后，企業f可能會通過第三國l轉口進入東道國h或直接將產品運輸到國家m。面對產品的涌入，第三國l和m本著保護本國產業的初衷，可能會對企業f征收反傾銷稅tfl、tfm。根據式(21)，當z＝l、z＝m時，兩者對跨國并購成功率的影響為負，故提出本文的研究假設3。

假設3:第三國的反傾銷制裁會降低企業跨國并購成功率，即反傾銷制裁的“跟風效應”存在跨國負向溢出效應。

三、數據、變量與模型設定

(一)變量說明與數據來源

(1)被解釋變量。本文的跨國并購數據來源于BvD-Zephyr 全球并購交易數據庫，樣本期間為2000—2020 年。本文參照一般化的方法對跨國并購數據進行預處理:剔除被并購方所在地為英屬維爾京群島、百慕大、開曼群島、薩摩亞群島等避稅天堂的樣本；剔除并購方、被并購方企業所在地為中國港澳臺地區的樣本；剔除并購方為金融企業的樣本。最終，獲得共計3 843 宗中國企業跨國并購事件，其中成功案例為1 568 宗，失敗案例為2 275 宗，并購成功率達到40.80%。本文的被解釋變量為表明跨國并購是否成功的虛擬變量MAsucc。

(2)解釋變量。對華反傾銷制裁強度(F＿ADcase2)。首先，本文將BvD-Zephyr 數據庫中每個并購企業的SIC 代碼轉換為HS 編碼。其次，確定東道國m對中國HS 2 位數行業j的反傾銷強度。Barrell 和Pain (1999)對東道國反傾銷調查數量進行直接加總和簡單折舊，以此獲得反傾銷存量數據來反映以往反傾銷措施的持續性影響。本文認為反傾銷調查的發起并不意味著反傾銷措施的實施，而且反傾銷措施存在實施時間與撤銷時間，并不像Barrell 和Pain (1999)中公式所反映的那樣反傾銷政策存在持續影響。故本文參照余振和陳鳴(2019)的做法，計算東道國m對中國j行業最終實施并且仍處于有效期的累計反傾銷事件數量，以反映已經實施但仍未撤銷措施的影響。此處，本文認為反傾銷措施的作用期限應為從反傾銷最終措施實施開始至反傾銷措施撤銷結束。最后，統計每個并購企業遭遇到的反傾銷措施存量，當一個并購SIC 代碼涉及多個HS 2 位數行業代碼時，本文將不同行業下的反傾銷措施存量進行加總。行業代碼轉換表來源于世界銀行的WITS 數據庫①請見https://wits.worldbank.org/product＿concordance.html。，其余數據來源于TTBD 數據庫和中國貿易救濟信息網。

(3)控制變量。②主要變量說明和描述性統計請見《經濟科學》官網“附錄與擴展”。地區經濟發展水平(lnGDP＿per)，本文以東道國人均GDP 的對數值表示。經濟距離(economy＿distance)，本文以兩國人均GDP 絕對差值的對數值衡量。通貨膨脹率(CPI)。以上數據均來源于世界銀行的WDI 數據庫。雙邊匯率(Exchange)，本文采用直接標價法下美國與東道國的雙邊匯率，數據來源于IFS 數據庫。雙邊投資協定(BIT)，若跨國并購發生時間晚于中國與并購對象國雙邊投資協定生效時間，則設置為1，否則為0，數據來源于聯合國貿易和發展會議的BIT 數據庫。經濟自由度指數(EFI)，數據來源于《華爾街日報》和美國傳統基金會網站。貿易依賴度(export＿dependence)，本文依照姜建剛等(2021)的度量方法，將其設定為中國對東道國的出口額與東道國的進口總額之比除以中國出口總額與世界出口總額之比，數據來源于聯合國商品貿易統計數據庫(UN Comtrade Database)。

(二)模型設定

其中，i、h、j、t分別代表企業、東道國、行業、年份。MAsucciht為表示中國企業i在t年是否成功并購東道國h某一企業的虛擬變量。F＿ADcase2hjt為t年東道國h對j行業(并購企業所在行業)的反傾銷壁壘存量，是本文關注的核心解釋變量。根據假設1，回歸系數β1的符號預期為負。Zht是隨著東道國和時間變化的控制變量。μj、τt、γh分別表示行業固定效應、時間固定效應和國家固定效應。εihjt表示殘差項。本文樣本為2000—2020 年間實施跨國并購的中國企業，由于同一企業并不在每年都進行跨國并購，所以研究中使用的是混合截面數據。因被解釋變量是一個離散的虛擬變量，故本文選擇二值選擇模型Logit 模型估計式(23)。

四、實證結果

(一)基準回歸

表2 報告了東道國反傾銷制裁對中國企業跨國并購成功率影響的基準回歸結果。第(1)列顯示的是沒有加入控制變量但控制了行業、時間和國家固定效應的回歸結果。第(2)—(4)列則是在第(1)列的基礎上逐步添加控制變量的回歸結果。第(5)列和第(6)列是在引入各控制變量后，分別添加行業—國家交互固定效應和時間固定效應、行業—時間交互固定效應和國家固定效應的回歸結果。不難看出，在不同的模型設定和估計方法下，核心解釋變量F＿ADcase2hjt的符號都顯著為負，說明東道國采取反傾銷措施會顯著降低企業跨國并購成功率①感謝審稿專家的意見。作者整理并對比了本文所用的Bvd-Zephyr 數據庫和楊連星(2021)所用的SDC 數據庫，發現兩文研究結論大相徑庭的原因在于:第一，所用數據樣本的差別。用本文的處理方法處理楊連星(2021)所用的數據庫后，數據量與楊連星(2021)一文存在較大差別，而且兩數據庫僅有42%的并購記錄是重合的。第二，核心解釋變量的差別。反傾銷訴訟的發起不等于反傾銷制裁的實施，將本文的反傾銷制裁數據替換為訴訟數據后，核心解釋變量系數為正但不顯著。，故假設1 成立。以第(4)列為例，從經濟意義上來看，反傾銷制裁強度每提高1 個標準差，跨國并購成功率降低10.10% (＝0.0191×5.290)個標準差。

表2 基準回歸

(二)異質性分析①詳細的控制變量回歸系數請見《經濟科學》官網“附錄與擴展”。

為了驗證反傾銷制裁對企業跨國并購成功率的影響是否因制裁發起國國家特征的不同而有所差異，本文進一步按照東道國是否為“一帶一路”倡議沿線國家、是否承認中國的市場經濟地位、制度質量的高低以及雙邊文化距離和地理距離的遠近對樣本進行異質性考察，具體的分樣本回歸結果見表3。

表3 異質性分析

根據“一帶一路”倡議，本文將樣本劃分為“一帶一路”沿線國家和非“一帶一路”沿線國家。根據WTO 的統計，1995—2021 上半年，非“一帶一路”沿線國家對中國發起958 次反傾銷調查，占全球對華反傾銷調查總數的63.57%。表3 第(1)列和第(2)列的回歸結果及經驗p值表明，非“一帶一路”沿線國家的反傾銷措施顯著降低了并購成功率，而“一帶一路”沿線國家的反傾銷措施并未對跨國并購成功率產生顯著影響。可見，“一帶一路”倡議所構建的“五通”格局增強了國家間的政治互信度、經濟融合度與文化包容度。貿易暢通作為“一帶一路”建設的重點內容，在很大程度上消除了投資和貿易壁壘，推進了貿易投資自由化、便利化，提高了經貿合作的深度。

如果東道國不承認中國的市場經濟地位，那么該經濟體會對中國的傾銷行為實施“替代國”做法，以第三國同類相似商品的成本或價格為基礎計算中國商品的正常價值。由于選擇的“替代國”往往是經濟發展水平、生產成本遠高于中國的國家，最終會導致中國企業在反傾銷訴訟中屢屢敗訴，并被征收較高的反傾銷稅。按照《中華人民共和國加入世界貿易組織議定書》第15 條的規定，在中國加入世界貿易組織15 年后，“替代國”的做法將自動終止。但是，還有部分WTO 成員企圖繼續使用“替代國”做法，例如歐盟委員會以“市場扭曲”代替“非市場經濟”，變相延續原有的“替代國”做法。因此按照東道國是否承認中國市場經濟地位進行分樣本考察是十分必要的。本文將承認中國市場經濟地位的國家稱為MES (market economy status)國家，反之稱為NME (nonmarket economy status)國家。②按照是否承認中國市場經濟地位的劃分標準，本文結合商務部公布的信息對并購涉及的127 個東道國進行分類，雖然我們僅收集到81 個國家的信息，但是已有3 597 宗跨國并購事件被明確歸類，占所有并購事件的93.57%。綜合第(3)列和第(4)列的回歸結果，我們可以得到以下結論:若中國遭遇到NME 國家的反傾銷制裁，則成功并購東道國企業的概率會大大降低。NME 國家以“替代國”做法保護本國產業，那么它們對中國投資的安全審查和監管程度也會強于MES 國家，從而導致中國海外并購頻頻受阻(姜建剛等，2021)。

本文采用世界銀行發布的世界治理指標(WGI)衡量東道國的制度質量。由于各個子指標的取值范圍為[－2.5，2.5]，本文通過將各指標加2.5 再除以5 的方式將其換算成[0，1] 之間的數值，并取六個子指標的均值作為制度質量的綜合衡量指標，該數值越大則代表制度質量越高。本文按照制度質量的中位數將樣本劃分成高、低制度質量兩個子樣本，具體見表3 第(5)列和第(6)列。結合經驗p值可以看出，東道國良好的制度質量能夠在一定程度上減弱反傾銷制裁對跨國并購成功率的抑制效應。如上分析，良好的制度安排給企業提供了穩定的經營環境，降低了企業經營過程中的不確定性、投資成本和風險，從而能夠保證并購過程的順利進行。

基于Hofstede (1980)的文化維度理論，本文利用綦建紅等(2012)改進的KSI 指數測算中國與東道國之間的文化距離，并按照文化距離的中位數將樣本分為高文化距離和低文化距離兩組，分樣本回歸結果如表3 第(7)列和第(8)列所示。可以看出，在高文化距離樣本中，中國企業跨國并購成功率明顯受到反傾銷壁壘的負面影響；低文化距離子樣本中的并購成功率不受反傾銷制裁的影響。文化距離較遠的兩個國家存在信息和要素流動方面的障礙，而且當地民眾的認同感較低、排外情緒較高，文化差異增加的磨合成本使得企業難以建立并成功運營海外子公司。文化距離近，主并方與被并方擁有相似的圈子文化和“軟信息”，雙方在后續經營中可以比較順暢地融合，從而能夠在一定程度上化解反傾銷壁壘帶來的負面影響。

最后，本文以兩國首都距離的對數值來衡量兩國之間的地理距離①數據來源于CEPII 數據庫。，而后按照地理距離的中位數將樣本分為兩組。表3 第(9)列中，F＿ADcase2 的回歸系數顯著為負，第(10)列中的系數則不顯著，而且經驗p值顯示兩者具有系統性差異。這意味著地理距離越遠，反傾銷制裁對跨國并購的負面影響越強烈。地理距離作為信息不對稱的來源之一，會增加并購方的估值難度、溝通難度，使得搜尋成本、談判成本和契約成本變得高昂起來，從而降低并購成功的可能性。

綜合第(5)—(10)列的回歸結果，我們認為假設2 成立。

(三)穩健性檢驗①穩健性檢驗結果請見《經濟科學》官網“附錄與擴展”。

(1)改變解釋變量有效期。在穩健性檢驗部分，本文將反傾銷措施的作用期限設置為從反傾銷初步措施實施開始至反傾銷措施撤銷結束。相較于基準回歸，反傾銷措施的有效期有所延長。回歸結果顯示P＿ADcase2 的回歸系數顯著為負，結果仍然穩健。

(2)改變解釋變量計算口徑。基準回歸中，我們根據東道國對中國HS 2 位數行業發起的反傾銷事件存量確定每個并購企業遭遇的反傾銷制裁強度。此處，我們進一步計算了東道國HS 4 位數行業下的對華反傾銷強度(F＿ADcase4)。結果表明，反傾銷強度的提高仍然顯著降低了中國企業的跨國并購成功率，這與基準回歸的結果保持一致。

(3)滯后一期。反傾銷措施的實施可能具有一定的滯后性，為了考察這種政策滯后性并且在一定程度上緩解內生性問題，本文將所有解釋變量和控制變量滯后一期后重新進行回歸。結合回歸結果可以發現，反傾銷制裁對跨國并購成功率的負面影響仍舊存在，研究結論依然可靠。

(4)變換估計方法。常見的二值選擇模型除Logit 模型外，還有Probit 模型。我們在此利用Probit 模型重新對式(23)進行估計。由回歸結果可知，主要解釋變量的回歸系數和顯著性并未發生顯著變化，再次驗證了本文的主要結論。

(四)內生性處理②內生性處理結果請見《經濟科學》官網“附錄與擴展”。

為了減少實證過程中可能存在的內生性問題，本文借鑒曹清峰等(2019b)的做法，使用國家面積之比、國家內部距離作為反傾銷制裁的工具變量進行兩階段最小二乘估計。兩個變量的衡量方式如下:一是國家面積之比，此處采用東道國國土面積land＿area與中國國土面積的比值表示；二是國家內部距離，本文參考Head 和Mayer (2002)的方法計算東道國的內部距離，用以衡量一個國家(地區)從生產地到消費地的距離，具體公式為。選用這兩個變量的合理性在于:首先，國土面積是在歷史上形成的自然特征，滿足外生性要求；另一方面，國土面積越大，國家內部距離越大，越難以從內部獲得所需產品，居民需求的滿足越需要借助進口貿易，東道國實施自由貿易政策的可能性也越大，即反傾銷與國土面積、國家內部距離之間存在負相關關系。

為了避免上述工具變量與國家固定效應之間產生多重共線性問題，同時使工具變量個數大于內生變量個數，本文將上述兩個工具變量乘以年份虛擬變量。第一階段回歸結果顯示，工具變量均顯著為負，符合預期。在第二階段的回歸中，F＿ADcase2 的回歸系數均顯著為負，得到了與前文一致的結果，在處理內生性問題后研究結論仍具有可信度。此外，針對反傾銷變量是否外生的Wald 檢驗，p值分別為0.0102、0.0003，拒絕反傾銷制裁強度F＿ADcase2 為外生變量的原假設。同時，第一階段的F值均大于16.38 且弱工具變量檢驗中的Wald 檢驗結果均顯著，拒絕了弱工具變量的原假設。綜上，選擇國土面積之比、東道國國家內部距離作為反傾銷的工具變量是恰當的。

五、進一步分析

(一)機制分析

反傾銷制裁對被訴國的貿易競爭力具有顯著的抑制作用。一方面，東道國的反傾銷措施會提高中國出口企業的貿易成本，削弱企業的價格優勢，降低企業的出口規模和產品競爭力，具有明顯的貿易破壞效應(王孝松等，2015)。另一方面，反傾銷制裁會惡化企業出口環境，加劇出口企業所面臨的競爭壓力，導致部分出口商退出東道國市場。出口產品數量和廠商數量的減少會導致市場份額迅速下滑，貿易競爭力指數下降。另外，中國遭遇反傾銷制裁的產品大多是勞動密集型和資源密集型產品，這類產品技術含量低、附加值低、需求價格彈性大，意味著對反傾銷制裁的敏感性更強，遭遇貿易壁壘后貿易競爭力下降尤為嚴重。此外，一國出口商的貿易競爭力越強，其跨國并購的成功率可能越高，反之亦然。在保護本國產業、重振本國實體經濟的過程中，東道國將貿易競爭力強勁的外國企業視為“眼中釘”。為了規避上述風險，本國企業會轉而選擇以跨國并購的方式進入東道國市場，一方面可以充分利用東道國政府的外資優惠政策；另一方面，東道國政府鼓勵能夠帶來技術轉移和產品升級的相關投資，由此會大大提高并購成功率。同時，反傾銷制裁會減弱企業貿易競爭力，使得出口利潤大幅下跌，企業因缺乏資金難以支付交易對價從而使得并購活動難以順利進行的概率大大上升。綜上，反傾銷壁壘通過降低并購企業的貿易競爭力進而降低企業的跨國并購成功率。我們將進一步檢驗此影響機制是否存在。

本文以并購企業所在HS 2 位數行業的貿易競爭力指數(TC 指數)來衡量企業的貿易競爭力，具體為中國某一HS 2 位數行業的凈出口額與進出口總額之比，其數值越大代表貿易競爭力越高，所用數據來源于聯合國商品貿易統計數據庫(UN Comtrade Database)。而后，本文按照貿易競爭力指數的中位數將樣本分成高貿易競爭力和低貿易競爭力兩組。從理論上講，由于高貿易競爭力企業貿易競爭力的可降低空間更大，所以反傾銷通過降低貿易競爭力進而降低跨國并購成功率的效應理應在高貿易競爭力組更大或者更顯著。實證檢驗發現，表4 第(1)列高貿易競爭力組中，反傾銷的回歸系數為－0.0329，在10%的水平下顯著；第(2)列低貿易競爭力組中，反傾銷的回歸系數為－0.0204，統計上不顯著。也就是說，相對于低貿易競爭力的企業，反傾銷壁壘對跨國并購成功率的負面影響在高貿易競爭力的企業中更為突出。實證結果與理論推斷相吻合，證實了貿易競爭力這一作用渠道的存在。

表4 機制分析

此外，本文還按照貿易競爭力指數的均值對樣本進行劃分，表4 第(3)列和第(4)列報告了具體的回歸結果，F＿ADcase2 的顯著性與前兩列類似，同樣說明貿易競爭力降低是反傾銷壁壘抑制跨國并購成功率的主要渠道。

(二)跟風效應

外國對中國發起的反傾銷調查具有明顯的“跟風效應”。一方面，當東道國對中國某種產品發起反傾銷調查時，大多數企業傾向于放棄東道國市場而采取從第三國轉口進入或者直接出口第三國的戰略，但這會引起第三國的擔憂。為了避免中國產品涌入，第三國往往會采取預防政策來保護國內產業和維護公平競爭的市場環境，相繼對中國的這種產品進行反傾銷調查。例如，2015 年5 月外國對中國鋼材行業密集提起反傾銷調查。13 日，歐盟對原產于中國、日本、韓國、俄羅斯和美國的取向性硅電鋼做出反傾銷初裁，向中國征收28.7%的臨時性反傾銷稅，期限為6 個月；14 日，歐盟對原產于中國和俄羅斯的冷軋鋼板進行反傾銷立案調查；28 日，澳大利亞宣布對原產于中國、印度尼西亞、日本和韓國的熱軋鋼板進行反傾銷調查；29 日，韓國貿易委員會做出裁決，向中國制造的H 型鋼征收28.23%—32.72%不等的懲罰性關稅，征收期5 年。①資料來源:“歐盟對涉華取向硅電鋼作出第一次反傾銷日落復審終裁”，中國貿易救濟信息網，2022 年1 月8 日，http://cacs.mofcom.gov.cn/article/ajycs/ckys/202201/171946.html；“歐委會宣布對中俄冷軋扁鋼進行反傾銷調查”，東方財富網，2015 年5 月18 日，https://finance.eastmoney.com/a/20150518507536420.html；“澳大利亞對華熱軋鋼板作出雙反免稅調查終裁”，商務部貿易救濟調查局，2015 年9 月7 日，http://gpj.mofcom.gov.cn/article/zuixindt/201509/20150901105370.shtml；“我國鋼鐵出口世界第一 國外跟風對我國鋼鐵業反傾銷調查”，前瞻產業研究院，2015 年7月8 日，https://bg.qianzhan.com/report/detail/458/150708-cf4ae8dc.html。第三國的跟風現象一方面是政治博弈下的“站隊”行為，另一方面其抵制態度會反過來影響東道國，引發對并購申請的重新考量，進而施以更嚴格的審查和監管。而在此過程中體現出的出口產品核心競爭力不足的現實，可以倒逼企業不斷提高供應鏈和價值鏈地位、調整出口商品結構和方向并實行出口市場多元化戰略。

另一方面，東道國對中國某種產品發起反傾銷調查，往往會引起其國內其他行業的關注進而向主管部門提起對華反傾銷調查的申請，以求通過同樣的手段保護本行業，即反傾銷的繼發性保護效應，這一現象更多地體現在上下游企業中。例如，2021 年9 月印度先后對中國的金屬制品、醫藥制品、化學原料與制品發起反傾銷調查。10 日，印度對原產于或進口自中國的不銹鋼無縫鋼管發起反傾銷立案調查；17 日，印度對原產于中國的氧氟沙星及其中間體發起反傾銷立案調查；30 日，印度又對原產于中國的甘氨酸、半成品眼鏡片啟動反傾銷立案調查。①資料來源:“印度對華不銹鋼無縫鋼管啟動反傾銷立案調查”，北京市商務局，2021 年10 月18 日，https://sw.beijing.gov.cn/zt/mymcyd/yjxx/202110/t20211018＿2514965.html；“印度對華氧氟沙星及其中間體啟動反傾銷立案調查”，北京市商務局，2021 年9 月22 日，http://www.cacs.mofcom.gov.cn/article/ajycs/ckys/202109/170723.html；“印度對華甘氨酸啟動反傾銷立案調查”，福建省商務廳，2021 年12 月22 日，https://swt.fujian.gov.cn/xxgk/ztzl/ydmymcgzz/yjxx/202112/t20211222＿5797890.htm。東道國不同行業內相繼發起反傾銷調查，能夠在一定程度上反映東道國對并購發起國的普遍態度，這可能使得中國企業的跨國并購行為處處受限。

為了驗證上述兩種“跟風效應”是否會影響中國企業在東道國的跨國并購成功率，本文分別統計了第三國t年對中國企業所屬行業j最終實施并且仍處于有效期的累計反傾銷事件總量F＿ADcaseF和t年東道國對除中國企業所屬行業j外的其他行業最終實施并且仍處于有效期的累計反傾銷事件數量F＿ADcaseH。表5 報告了具體的回歸結果。第(1)列中，F＿ADcaseF的回歸系數在1%的水平上顯著為負，且系數的絕對值較表2 第(4)列的0.0191 有所下降，說明第三國的反傾銷制裁會降低中國企業在東道國的并購成功率，存在跨國溢出效應，但是作用效果明顯小于東道國的直接制裁。基于第(2)列的回歸結果，我們可以認為東道國對中國其他行業的反傾銷制裁會降低中國企業在本行業的跨國并購成功率，東道國國內存在跨行業溢出效應。這種跨行業溢出效應在一定程度上可以給并購發起國以預警，因為無論并購什么行業都可能受到其他行業帶來的情緒傳染，所以并購方要謹慎合理地選擇并購行業和地點。由此研究假設3 得到驗證。值得注意的是，回歸系數F＿ADcaseH的絕對值大于表2 第(4)列的基準回歸結果。對此，我們給出的解釋是，F＿ADcaseH是東道國所有其他行業的累加值，疊加后的效果可能會大于單一行業。

表5 跟風效應檢驗

(三)網絡結構特征

世界各國逐漸深度融入世界經濟，全球價值鏈分工體系開始顯現以發達經濟體為主導、新興市場和發展中經濟體積極參與的經濟全球化背景下的典型特征，各經濟體之間的貿易依賴度不斷加深，貿易政策的內在聯系逐漸增強，經濟體間的反傾銷行為呈現出錯綜復雜的網絡特征。前文研究主要關注反傾銷雙方的關系，此部分我們基于社會網絡分析法考察反傾銷網絡中經濟體間的相互作用，通過刻畫某一經濟體的網絡結構特征來捕捉其在網絡中的重要性。

本文使用節點度(degree)、接近中心度(closeness centrality)、中介中心度(betweenness centrality)及特征向量中心度(eigen centrality)四個指標來反映反傾銷網絡的拓撲結構。節點度是指與該節點相關聯的邊的數量，由于我們重點關注反傾銷制裁的發起，故采用點出度(Out＿degree)衡量經濟體發起反傾銷制裁的廣度，該數值越大，代表遭遇其制裁的經濟體越多。以F＿ADcase2 為權重對點出度加權，可獲得加權點出度(Weighted＿outdegree)，該指標反映經濟體發起反傾銷制裁的強度。我們采用某節點到其他所有節點平均距離的倒數值表示接近中心度，衡量網絡中該節點與其他節點的鄰近程度。中介中心度用于衡量某一節點控制和影響其他節點的能力，定義為其他節點間的最短路徑中需通過該節點的比例，該數值越大，則表明該節點控制其他節點間反傾銷關系的能力越強，其他節點模仿該節點行為的可能性越大(周灝，2015)。特征向量中心度用于度量一個節點在該網絡中的影響力，用與該節點相連接節點的點度中心度來衡量該節點的重要程度。在反傾銷網絡中，特征向量較高的國家一般是反傾銷制裁的發起方或者對象，代表其更易頻繁地陷入反傾銷摩擦中(周灝，2015)。

表6 為反傾銷網絡結構特征對跨國并購成功率的影響。第(1)列和第(2)列中，點出度和加權點出度的回歸系數均顯著為負，說明若東道國發起的反傾銷制裁波及范圍廣、制裁強度大，則會明顯降低跨國并購成功率，這反映東道國強烈的保護主義態度會阻礙并購行為的完成。第(3)列表明接近中心度與并購成功率之間存在負向關系，即東道國越趨近于反傾銷網絡的中心，跨國并購越不順利。第(4)列中，中介中心度越高，企業的跨國并購成功率越低，說明若越來越多的其他經濟體模仿和“跟風”東道國的反傾銷行為，全球范圍內彌漫的“獨善其身”氛圍會降低跨國并購成功率。第(5)列中，特征向量中心度Eigen＿centrality不顯著，說明東道國自身所處的反傾銷制裁境況并不影響中國對其的并購成功率。

表6 反傾銷的網絡結構特征對跨國并購成功率的影響

(四)調節效應

Bailey 等(2017)根據聯合國大會投票數據測算了兩國的理想點距離idealpoint，以此反映兩國的政治立場相似度以及政治上的親疏關系，其數值越小，說明兩國政治理念越接近、政治關系越密切。為了考察雙邊政治關系在反傾銷壁壘與跨國并購成功率之間的調節效應，本文引入理想點距離與反傾銷制裁的交互項進行回歸分析。從表7 第(1)列不難看出，交互項系數顯著為負，說明雙邊政治關系正向調節了反傾銷壁壘對跨國并購成功率的負面作用。可見，良好的政治關系能夠緩解貿易摩擦帶來的緊張關系，在一定程度上提高中國企業跨國并購成功率。在理想點距離的調節效應圖①調節效應圖請見《經濟科學》官網“附錄與擴展”。中，斜率為負，表示理想點距離變大、雙邊關系惡化，會使得反傾銷壁壘對企業跨國并購成功率的負面影響增強，與實證研究結果保持一致。

表7 雙邊政治關系的調節作用

此外，我們還使用雙邊領導人的互訪數據刻畫雙邊政治關系，引入是否訪問的虛擬變量ifvisit。只要當年中國領導人出訪并購對象國或者對方國家領導人來訪中國，ifvisit取1，否則為0。此處我們將領導人定義為國家元首和政府首腦，外交訪問活動則僅限于國事訪問、正式訪問以及工作訪問。為了再次驗證上述的研究結論，我們進一步引入是否訪問ifvisit與反傾銷制裁強度F＿ADcase2 的交互項。表7 第(2)列中交互項系數顯著為正，說明領導人訪問能夠增強政治互信，增進雙方友誼，抑制東道國對中國發起貿易保護(王孝松和常遠，2022)，降低投資貿易限制，從而在一定程度上緩解貿易制裁對跨國并購的消極影響。第(3)列和第(4)列分別是有、無外交互訪活動的子樣本回歸結果。在有外交訪問的樣本中，F＿ADcase2 的回歸系數不顯著。相反地，無外交訪問的樣本中回歸系數顯著為負，研究結論再次被驗證。

六、研究結論與啟示

本文建立了中國企業在東道國市場上自由貿易、遭遇到反傾銷制裁后繼續出口或者選擇跨國并購的理論模型，研究發現反傾銷壁壘會降低跨國并購成功率。在此基礎上，我們對BvD-Zephyr 全球并購交易數據庫與世界銀行臨時性貿易壁壘數據庫進行匹配整理，構建2000—2020 年中國企業跨國并購微觀樣本進行實證檢驗。研究結果表明，東道國對華采取反傾銷措施整體上會降低中國企業的跨國并購成功率，在變換估計方法、改變變量測度方式以及考慮內生性問題后結論依然保持穩健。當東道國為非“一帶一路”倡議沿線國家、不承認中國“市場經濟地位”國家、制度質量較低且與中國文化距離和地理距離相差較遠，反傾銷制裁對中國企業跨國并購成功率的負面影響會被進一步放大。機制分析表明，反傾銷壁壘對企業跨國并購成功率的負向影響，與一國行業貿易競爭力降低存在顯著關聯。反傾銷制裁的“跟風效應”對跨國并購成功率存在明顯的負向溢出作用:第三國的反傾銷制裁會降低中國企業在東道國的并購成功率，存在跨國溢出效應。此外，東道國對中國其他行業的反傾銷制裁也會降低中國企業在本行業的跨國并購成功率，存在跨行業溢出效應。反傾銷制裁的網絡結構特征(點出度、加權點出度、接近中心度、中介中心度)會顯著降低并購成功率。最后，良好的雙邊政治關系有助于緩解反傾銷制裁對跨國并購成功率的負面影響。

基于上述結論，本文得出以下政策啟示:首先，中國企業應全面評估、理性應對反傾銷制裁帶來的機遇與挑戰，采取積極審慎的跨國并購策略，以此提高跨國并購成功率。比如，企業在跨國并購時機及行業選擇上，應該盡量避開目前頻遭反傾銷制裁的行業；在目的地選擇上，盡可能選擇文化相似度高、制度環境完善的周邊鄰近區域，同時加強與“一帶一路”倡議沿線國家的經貿合作。其次，出口企業應加強研發創新，努力提高產品的競爭力和附加值，杜絕低價低質惡性競爭，降低中國遭受貿易摩擦的風險。再次，企業應該提高應對貿易摩擦的能力，采取合法有效的手段解決貿易爭端，積極應訴、申訴以維護自身的合法權益。最后，中國政府應繼續推進人類命運共同體建設，積極構建良好的雙邊、多邊合作關系，以推動將高水平的政治關系優勢轉化為實實在在的國際合作成果，促進企業對外直接投資發展。