劉細良

（湖南大學(xué) 政治與公共管理學(xué)院，湖南 長沙 410082）

一、文獻回顧與理論假設(shè)

在當(dāng)今經(jīng)濟全球化與低碳經(jīng)濟背景下，探尋跨國公司在華并購與政府規(guī)制之間是存在雙向影響關(guān)系還是單向影響關(guān)系以及影響的程度，可以為政府決策提供依據(jù)。國外關(guān)于跨國并購與政府規(guī)制的研究大體經(jīng)歷了兩個階段：第一階段，利用新古典方法以跨國公司對外投資的成本收益比較作為制定政策的依據(jù)。如Vernon（1974）研究發(fā)現(xiàn)，制定針對跨國公司的競爭政策與管制廠商寡頭行為相似，且影響到各國（地區(qū)）司法權(quán)的執(zhí)行。[1]Beenstock（1977）強調(diào)對外國直接投資的流入和流出，政府應(yīng)相機采取不同政策，以達到國內(nèi)福利最大化。[2]第二階段，將跨國并購和國內(nèi)并購的福利比較作為東道國規(guī)制的出發(fā)點。如Hore和Persson（2001）認為并購將產(chǎn)生反競爭、資源轉(zhuǎn)移及資本流動凈損失等效應(yīng)，政府規(guī)制的主旨是將并購的負效應(yīng)降到最低。[3]Lee等（1992）認為政府規(guī)制（如對跨國公司的股權(quán)限制）會降低其技術(shù)轉(zhuǎn)移程度，[4]但通過規(guī)制將促使跨國公司選擇對東道國有利的進入方式。東道國制定政策的關(guān)鍵是如何權(quán)衡技術(shù)轉(zhuǎn)移正效應(yīng)和市場競爭負效應(yīng)（Mattooy，2001）。[5]Roy等（1999）認為外國企業(yè)在東道國建立市場時，市場結(jié)構(gòu)將對制定最優(yōu)政策起關(guān)鍵作用。[6]Barkema（1998）對跨國并購與規(guī)制進行實證研究，結(jié)果表明管制會抑制跨國并購，[7]而Zou(2006)的實證結(jié)果則不顯著。[8]List等（2000）認為環(huán)境規(guī)制可能會減少跨國公司向東道國投資。[9]在國內(nèi)，田祖海等（2005）研究了政府規(guī)制對跨國并購后市場結(jié)構(gòu)的影響，認為政府非對稱規(guī)制能夠影響市場競爭行為，調(diào)節(jié)企業(yè)市場份額。[10]姚戰(zhàn)琪（2006）研究表明，外企股權(quán)控制超過一定比例時，新建投資的技術(shù)轉(zhuǎn)讓程度小于并購進入；[11]他還著重對東道國政府和跨國公司的博弈作了分析，認為兩者在選擇外資進入方式（新建或并購）時存在利益非一致性，在技術(shù)等資源轉(zhuǎn)讓成本不同時，東道國應(yīng)制定不同引資政策以使其利益最大化。[12]王耀中等（2008）通過構(gòu)建一個政府參與外資并購的古諾模型，論證了政府規(guī)制外資并購對跨國公司技術(shù)轉(zhuǎn)移的負效應(yīng)和東道國市場結(jié)構(gòu)調(diào)節(jié)的正效應(yīng)。[13]黃順武認為環(huán)境規(guī)制對FDI的負向影響是不顯著的，且二者之間不存在因果關(guān)系；[14]楊濤認為環(huán)境規(guī)制對FDI流入量的影響是負面的，但不是主要因素。[15]

綜上，關(guān)于跨國并購與政府規(guī)制的研究，學(xué)者們主要偏向于理論研究，實證研究甚少，即便是實證研究，也多局限于環(huán)境規(guī)制對FDI的影響。在內(nèi)容上大多涉及跨國并購與經(jīng)濟性規(guī)制，對跨國并購與社會性規(guī)制的關(guān)系鮮有研究。本文將運用實證方法對跨國并購與經(jīng)濟性規(guī)制、社會性規(guī)制之間的關(guān)系進行定量分析，并從理論上作出如下假設(shè)：

（1）經(jīng)濟發(fā)展水平。一個國家經(jīng)濟規(guī)模越大，經(jīng)濟發(fā)展水平越高，意味著更好的基礎(chǔ)設(shè)施、更大的市場容量與更有利的投資環(huán)境，對跨國公司更具吸引力。因此，本文假設(shè)國家經(jīng)濟發(fā)展水平越高，跨國并購發(fā)生的幾率就越大，跨國并購額就越高。

（2）勞動力成本。東道國勞動力成本越低，比如說存在數(shù)量龐大、流動性充分的勞動力市場，意味著該國具備較低工資水平，越容易吸引跨國公司對其進行直接投資；反之，則阻止跨國公司進入。因此，我們假設(shè)勞動力成本對跨國并購額的影響為負。

（3）稅收與租金優(yōu)惠。東道國為了吸引跨國公司進入，往往在企業(yè)所得稅、土地或廠房租金等方面對外企實行較大幅度的減免優(yōu)惠。而這種優(yōu)惠越多，越能實現(xiàn)跨國公司利潤最大化目標，從而加大對東道國投資力度。因此，我們假設(shè)優(yōu)惠政策與跨國并購額呈正相關(guān)關(guān)系。

（4）跨國公司進入方式?？鐕具M入東道國進行直接投資有兩種基本方式，即新建投資與并購?fù)顿Y。具體采用何種方式取決于東道國的相關(guān)政策，但同時可以用跨國公司在外商投資企業(yè)中所占的比例予以反映。本文假設(shè)跨國公司在外商投資企業(yè)中所占比例對跨國并購額產(chǎn)生正向影響。

（5）經(jīng)濟體制。一個國家的經(jīng)濟體制（計劃經(jīng)濟或市場經(jīng)濟等）直接影響該國的對外開放度，進而影響到引進跨國并購的數(shù)量與規(guī)模。顯然，市場經(jīng)濟體制下，東道國開放度更高。因此，本文假設(shè)市場經(jīng)濟體制與跨國并購呈正向相關(guān)性。

（6）競爭規(guī)制。跨國公司主觀上存在獲取壟斷優(yōu)勢的并購動因，客觀上也很可能形成壟斷性市場結(jié)構(gòu)，對東道國經(jīng)濟發(fā)展與市場競爭秩序造成不利影響。反過來，東道國嚴格的競爭規(guī)制（如反壟斷審查），有可能使跨國公司的并購計劃因遭否決而泡湯。因此，我們假設(shè)競爭規(guī)制對跨國并購額的影響為負。

（7）質(zhì)量規(guī)制。東道國對跨國公司質(zhì)量規(guī)制的嚴格化將提高跨國公司的生產(chǎn)成本，如需采用更高的技術(shù)標準與工藝流程，投入更多研發(fā)費用等。因此，本文假設(shè)東道國質(zhì)量規(guī)制與跨國并購額之間呈反向相關(guān)關(guān)系。

（8）環(huán)境規(guī)制。一般來說，嚴格的環(huán)境規(guī)制會提高跨國公司成本，包括污染的治理成本、建設(shè)項目“三同時”而增加的成本以及對技術(shù)與設(shè)備更高的要求等，從而直接影響外資的流入。例如，我國水環(huán)境規(guī)制的“多龍治水”格局、“金字塔—鴿籠式”的規(guī)制結(jié)構(gòu)模式導(dǎo)致的雙重管理體制、縱向?qū)蛹夁^多、職責(zé)同構(gòu)嚴重、層級權(quán)責(zé)不清、部門利益沖突、地方保護主義等沖突，[16]可能會在一定程度上阻止外資進入。因此，本文假設(shè)環(huán)境規(guī)制對跨國并購額的影響為負。

二、實證方法設(shè)計

（一）模型與方法

結(jié)合國內(nèi)相關(guān)研究文獻，本文先以跨國并購額為被解釋變量，政府規(guī)制作為解釋變量，建立多元線性回歸模型研究兩者的關(guān)系，然后運用Granger因果關(guān)系檢驗法，對多元線性回歸模型結(jié)果進行驗證。

1．相關(guān)性分析

在進行多元線性回歸模型時，計算各變量之間的簡單相關(guān)系數(shù)，分析各變量之間的相關(guān)性。只有當(dāng)自變量與被解釋變量相關(guān)性強時，才適合做線性回歸分析；倘若某自變量與被解釋變量的相關(guān)性很弱，則需要將該變量剔除或者找其他變量來替代。

2．多元線性回歸模型

在建立多元線性回歸模型時，假設(shè)跨國并購為被解釋變量，政府規(guī)制為解釋變量，構(gòu)建的函數(shù)關(guān)系可表示為：

為消除異方差的影響，對文中所有變量均進行對數(shù)化處理，建立的多元線性回歸模型為：

其中F為被解釋變量；X1，X2，X3，…Xn為解釋變量；D為虛擬變量；a0，a1，a2，a3，…，an表示常數(shù)項、各解釋變量及虛擬變量的回歸系數(shù)，u為隨機誤差項。

3．Granger因果檢驗?zāi)Ｐ?/p>

Granger因果檢驗可以揭示變量之間的相互關(guān)系，其原理為：首先估計序列y值被其滯后期取值所能解釋的程度，然后再引入序列x的滯后期以驗證是否提高y的被解釋程度。如果是，則序列x是y的Granger原因，此時x的滯后期系數(shù)便具統(tǒng)計顯著性。而且還應(yīng)考察序列y是否為x的Granger原因。[14]一般采用如下兩個方程進行雙變量回歸：

其中，k 為最大滯后階數(shù)。檢驗的原假設(shè)是序列 x（y）不是序列 y（x）的 Granger原因，即 β0=β1=β2=β3=βn。

（二）變量及數(shù)據(jù)

1．變量選取

M&A：跨國并購額（單位為億元），因變量，反映一個國家或地區(qū)的開放程度。

T：跨國公司所得稅（單位為億元），自變量，表示跨國公司繳納給東道國的企業(yè)所得稅額。

P：跨國公司在外商投資企業(yè)中所占比例，即并購數(shù)/全國新設(shè)立外商投資企業(yè)數(shù)，自變量，反映外商投資企業(yè)中以跨國并購方式進入中國的比例。

REGU：全國工業(yè)污染治理投資（單位為億元），自變量，用來表示環(huán)境規(guī)制狀況。這主要是基于統(tǒng)計資料的連續(xù)、統(tǒng)一和完整性的考慮（因為2003年以前只有工業(yè)污染治理投資指標）。

D1：虛擬變量，用以反映競爭規(guī)制。1993年12月1日，我國正式施行《反不正當(dāng)競爭法》，1994年之前取0，從1994年開始取1。因為《中華人民共和國反壟斷法》直到2008年8月1日起才正式施行，而法律規(guī)制效果均具滯后性，本文數(shù)據(jù)取值范圍為1990-2009年，故暫不考慮反壟斷法這一重要的競爭規(guī)制手段。

D2：虛擬變量，暫且用以衡量質(zhì)量規(guī)制?？紤]到1993年9月1日開始，我國施行《中華人民共和國產(chǎn)品質(zhì)量法》，因此，本文將1993及以前取值為0，而從1994年起取值為1。

GDP：國內(nèi)生產(chǎn)總值（單位為億元），控制變量，直接反映一個國家或地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展?fàn)顩r與宏觀投資環(huán)境。

AWAGE：年平均工資（單位為元/人），控制變量，表示勞動力成本與人均收入水平。

D3：虛擬變量，暫且用以表示經(jīng)濟體制。1992年我國明確規(guī)定建立社會主義市場經(jīng)濟體制，即1992年之前是計劃經(jīng)濟體制，虛擬變量取值為0，1992年之后是市場經(jīng)濟體制，虛擬變量取值為1。

根據(jù)經(jīng)濟性規(guī)制與社會性規(guī)制的內(nèi)涵與外延界定，我們認為，經(jīng)濟性規(guī)制中的主要變量為T、P、D1與D3；社會性規(guī)制中的主要變量為REGU、D2以及D3。為滿足多元線性回歸模型中同方差假定，文中對M&A、GDP、T、P、REGU等變量均取對數(shù)，消除異方差的影響，以保證最小二乘法的有效性，進一步確保模型的合理性；D1、D2、D3為虛擬變量，不需要取對數(shù)。

2．?dāng)?shù)據(jù)說明

由于從1990年開始，跨國公司在華并購從無到有，因此本文以1990-2009年的時間序列數(shù)據(jù)為基準。數(shù)據(jù)來源如下：M&A數(shù)據(jù)源于聯(lián)合國貿(mào)發(fā)會議；全國新設(shè)立外商投資企業(yè)數(shù)據(jù)來源于mac.hexun.com；GDP、AWAGE、REGU等數(shù)據(jù)來自2010年《中國統(tǒng)計年鑒》；1990-2009年跨國公司所得稅無法直接獲取，我們根據(jù)M&A與GDP的比值再乘以所有企業(yè)所得稅估算出跨國公司所得稅，企業(yè)所得稅數(shù)據(jù)來源于2010年《中國統(tǒng)計年鑒》。

三、實證分析

（一）跨國公司在華并購與經(jīng)濟性規(guī)制的實證

一般的經(jīng)濟理論認為跨國并購與經(jīng)濟性規(guī)制的關(guān)系表現(xiàn)為后者對前者產(chǎn)生重要影響。本文在研究兩者之間的關(guān)系時，同樣假定M&A為被解釋變量，經(jīng)濟性規(guī)制為解釋變量，建立回歸模型分析經(jīng)濟性規(guī)制對跨國并購的影響，再通過格蘭杰檢驗驗證兩者的因果關(guān)系。研究中所引入的解釋變量包括GDP、AWAGE、T、P、D1、D3等。為消除異方差的影響，對M&A、GDP、AWAGE、T、P等變量進行對數(shù)化處理，分別用lnM&A、lnGDP、lnT、lnP予以表示，D1、D3以虛擬變量形式引入。

1．各變量間的相關(guān)性分析

對lnM&A、lnGDP、lnAWAGE、lnT、lnP各變量的相關(guān)性進行分析，結(jié)果見表1所示。

表1 經(jīng)濟性規(guī)制與跨國并購各變量間的相關(guān)系數(shù)

表1顯示各解釋變量與被解釋變量之間具有較強相關(guān)性，其中跨國公司所得稅與跨國并購額之間的相關(guān)性最大，高達0.964984。lnGDP、lnAWAGE、lnT、lnP各指標與lnM&A的強相關(guān)關(guān)系可以通過回歸分析得到進一步確定。另外，各解釋變量之間也具較強相關(guān)性，lnT與lnGDP、lnAWAGE之間的相關(guān)系數(shù)均大于0.97，lnGDP與lnAWAGE的相關(guān)系數(shù)最高，達0.992425，說明各解釋變量之間很可能存在多重共線性。

2．多元線性回歸分析

以lnM&A為被解釋變量，lnGDP、lnAWAGE、lnT、lnP、D1、D3為解釋變量，構(gòu)建多元線性回歸模型進行分析，以此反映各解釋變量對跨國并購額的影響方向和程度。

表2 經(jīng)濟性規(guī)制與跨國并購多元線性回歸分析（I）

由表2可知，lnP所對應(yīng)的P值為0.5065，大于0.05，回歸系數(shù)不顯著，未通過變量的顯著性檢驗， 由此說明跨國公司與外商投資企業(yè)數(shù)之比對跨國并購額的影響不顯著。因此，需要剔除變量lnP，重新構(gòu)建多元線性回歸模型。剔除變量lnP后的回歸結(jié)果見表3。

表3 經(jīng)濟性規(guī)制與跨國并購多元線性回歸分析（II）

剔除lnP后，各變量的顯著性概率均小于0.05，表示各變量對跨國并購額的影響十分顯著；調(diào)整后的高達0.989；F檢驗中顯著性概率遠小于0.05，通過方程的顯著性檢驗。因此，最終得到回歸模型（5）。

對模型（5）的殘差序列進行平穩(wěn)性檢驗，對應(yīng)的ADF統(tǒng)計量值為-2.325463，小于-1.9642，表明殘差序列平穩(wěn)，進一步說明模型（5）擬合較好。結(jié)合表2與表3，可知：

（1）跨國公司與外商投資企業(yè)數(shù)之比對跨國并購額的影響不顯著。在引入變量lnP時，顯著性概率為0.5065，大于顯著性水平為0.05，未能通過變量的顯著性檢驗，表明lnP與lnM&A的關(guān)系不顯著。這與前文假設(shè)存在差異，原因在于跨國公司數(shù)、跨國公司并購額與單個并購規(guī)模還是存在差異，不可同日而語。

（2）跨國公司所得稅與跨國并購額呈正向關(guān)系?？鐕舅枚惷吭鲩L1%，會導(dǎo)致跨國并購額增長0.975082%。這與前述假設(shè)不一致，究其原因，我國在這一期間對內(nèi)外資企業(yè)采取區(qū)別對待的稅收政策，即給予跨國公司較強的免稅、減稅與低稅率等稅收激勵。這在某種程度上促進了跨國公司在華并購，導(dǎo)致跨國并購額與跨國公司所得稅產(chǎn)生同向增長。

（3）競爭規(guī)制對跨國并購額產(chǎn)生重要影響。說明我國《反不正當(dāng)競爭法》的施行對引進外資起到了較好的促進作用。因此，引入競爭機制，順應(yīng)對跨國并購規(guī)制以競爭政策為主的國際潮流，有利于增加跨國并購額，提高引資規(guī)模與質(zhì)量。

（4）經(jīng)濟體制對跨國并購額具有重要影響。模型（5）表明經(jīng)濟體制的調(diào)整，會在一定程度上影響跨國并購額，跨國公司對一國是計劃經(jīng)濟體制還是市場經(jīng)濟體制較為敏感，更傾向于在市場經(jīng)濟體制國家實施跨國并購。

（5）國內(nèi)生產(chǎn)總值與跨國并購額呈正向變化關(guān)系。GDP每增長1%，會拉動跨國并購額增長1.669148%。這與前述理論假設(shè)完全一致。

（6）年平均工資對跨國并購額產(chǎn)生負向影響。年平均工資增長1%，導(dǎo)致跨國并購額下降3.1511224%。這印證了前述理論假設(shè)，回歸結(jié)果與預(yù)期一致。

3．變量間的格蘭杰因果關(guān)系檢驗

模型（5）顯示經(jīng)濟性規(guī)制對跨國并購有單向的顯著性影響，本文研究的是跨國并購與經(jīng)濟性規(guī)制兩者之間的關(guān)系，因此需要在模型（5）的基礎(chǔ)上進一步探求變量間的因果關(guān)系，并驗證多元回歸模型分析的結(jié)論。利用統(tǒng)計軟件對解釋變量與被解釋變量作Granger因果關(guān)系檢驗，最后選取最優(yōu)滯后3期進行研究，檢驗結(jié)果見表4。

表4 經(jīng)濟性規(guī)制與跨國并購間的格蘭杰因果檢驗

由表4可知：

（1）跨國公司所得稅對跨國并購產(chǎn)生重要影響。在顯著性水平0.05下，接受“l(fā)nM&A不是lnT的格蘭杰原因”，拒絕“l(fā)nT不是lnM&A的格蘭杰原因”的原假設(shè)，認為lnT是lnM&A變化的原因，格蘭杰因果關(guān)系檢驗與多元回歸分析結(jié)果一致。

（2）跨國公司在外商投資企業(yè)中所占比重與跨國并購沒有因果關(guān)系。在顯著性水平0.05下，接受“l(fā)nM&A不是lnP的格蘭杰原因”與“l(fā)nP不是lnM&A的格蘭杰原因”的原假設(shè)，認為二者不具備因果關(guān)系，這與回歸模型（5）的結(jié)論趨于一致。

（3）競爭規(guī)制與跨國并購無因果關(guān)系。競爭規(guī)制既不是跨國并購的因，也不是跨國并購的果，這與模型（5）結(jié)論不一致，原因在于2007年前我國沒有專門的《反壟斷法》，對外資并購的競爭規(guī)制基本缺失。

（4）GDP對跨國并購有重要作用。在0.05的顯著性水平下，接受“l(fā)nM&A不是lnGDP的格蘭杰原因”的原假設(shè)，同時拒絕“l(fā)nGDP不是lnM&A的格蘭杰原因”的原假設(shè)，說明lnM&A不是引起lnGDP變化的原因，而lnGDP是引起lnM&A變化的原因，即兩者的關(guān)系表現(xiàn)為GDP對跨國并購額產(chǎn)生單向影響，與多元線性回歸分析模型（5）的結(jié)論相同。

（5）年平均工資影響跨國并購。在0.05的顯著性水平下，接受“l(fā)nM&A不是lnAWAGE的格蘭杰原因”的原假設(shè)，拒絕“l(fā)nAWAGE不是lnM&A的格蘭杰原因”的原假設(shè)，說明lnM&A不是引起lnAWAGE變化的原因，而lnAWAGE是引起lnM&A變化的原因，即lnAWAGE對跨國并購產(chǎn)生單向影響。這與多元線性回歸分析模型（5）的結(jié)論一致。

（6）經(jīng)濟體制與跨國并購不存在因果關(guān)系。在顯著性水平0.05下，接受“l(fā)nM&A不是D3的格蘭杰原因”與“D3不是lnM&A的格蘭杰原因”的原假設(shè)，兩者之間不存在因果關(guān)系，這與多元線性回歸結(jié)果不一致。究其原因可能在于，從計劃經(jīng)濟體制轉(zhuǎn)變?yōu)槭袌鼋?jīng)濟體制并非一蹴而就，而要經(jīng)歷一個較長的轉(zhuǎn)型過渡期。

（二）跨國公司在華并購與社會性規(guī)制的實證

與前面研究跨國并購與經(jīng)濟性規(guī)制關(guān)系時方法一樣，仍然假定M&A為被解釋變量，社會性規(guī)制為解釋變量，建立回歸模型分析社會性規(guī)制對跨國并購的影響，再通過格蘭杰檢驗驗證兩者之間的因果關(guān)系。

以M&A為因變量，GDP、AWAGE為控制變量，社會性規(guī)制為自變量進行研究。社會性規(guī)制主要從環(huán)境規(guī)制和質(zhì)量規(guī)制兩個因素予以考慮，以工業(yè)污染治理投資反映環(huán)境規(guī)制作用，而質(zhì)量規(guī)制無法量化，以虛擬變量D2表示，D3仍為代表經(jīng)濟體制的虛擬變量，虛擬變量的賦值同前。為消除異方差影響，對M&A、GDP、AWAGE、REGU等變量均進行對數(shù)化處理，分別用 lnM&A、lnGDP、lnAWAGE、lnREGU予以表示，D2、D3以虛擬變量形式引入。

1．各變量間的相關(guān)性分析

對lnM&A、lnGDPP、lnAWAGE、lnREGU各變量的相關(guān)性進行分析，結(jié)果如表5所示。

表5 社會性規(guī)制與跨國并購各變量間相關(guān)系數(shù)

依據(jù)表5，可知各解釋變量與被解釋變量之間具較強相關(guān)性，這可以通過回歸分析得到進一步確定。然而，此表顯示各解釋變量之間也具有較強相關(guān)性，lnREGU與lnGDP、lnAWAGE之間的相關(guān)系數(shù)均大于0.9，lnGDP與lnAWAGE的相關(guān)系數(shù)最高，達0.992425，說明各解釋變量之間很可能存在多重共線性。

2．多元線性回歸分析

將lnREGU、lnGDP、lnAWAGE及虛擬變量D2、D3同時引入模型，以1990-2009年各年數(shù)據(jù)為樣本，分析各解釋變量對跨國并購額的影響方向和程度。

表6 社會性規(guī)制與跨國并購多元線性回歸分析（I）

由表6可知，在將lnREGU、lnGDP、lnAWAGE及虛擬變量D2、D3同時引入模型時，雖然調(diào)整后的R2達0.916，F(xiàn)檢驗也通過，但除虛擬變量D3外各變量的顯著性概率均大于0.05，未通過變量的顯著性檢驗，由此說明將這些變量共同引入時，模型存在多重共線性。

為消除多重共線性的影響，一種可行做法是采用逐步回歸法，即將被解釋變量lnM&A對每一個解釋變量分別進行回歸，對每一個回歸方程根據(jù)經(jīng)濟理論和統(tǒng)計檢驗進行綜合判斷，從中挑選出一個最優(yōu)回歸方程。在此基礎(chǔ)上，再逐一引入其他解釋變量，如果模型中各變量均通過變量的顯著性檢驗且模型的可決系數(shù)不斷提高，則引入此解釋變量，否則需要繼續(xù)重新做回歸，逐步擴大模型規(guī)模，直至出現(xiàn)最好的估計模型。最終得到如下回歸模型：

表7和模型（6）顯示lnREGU、D2均未進入方程，說明環(huán)境規(guī)制和質(zhì)量規(guī)制對跨國并購的影響并不顯著。模型（6）調(diào)整后的R2為0.903，F(xiàn)檢驗和T檢驗的顯著性概率均小于0.05，均通過檢驗，表明模型擬合較好。

對模型（6）的殘差序列進行平穩(wěn)性檢驗，對應(yīng)的ADF統(tǒng)計量值為-5.237738，小于-3.0659，表明殘差序列平穩(wěn)，進一步說明模型（6）擬合較好。

由表6、表7及模型（6），可知：

（1）環(huán)境規(guī)制對跨國并購額的影響不顯著。表7中，變量lnREGU所對應(yīng)的顯著性概率為0.6411，大于顯著性水平0.05，未通過變量的顯著性檢驗，表明lnREGU與lnM&A的關(guān)系不顯著。這與前文假設(shè)存在差異，原因在于環(huán)境規(guī)制對跨國并購的影響是復(fù)雜的，因跨國公司的社會責(zé)任意識、投資母國的產(chǎn)業(yè)政策以及時間長短而有所不同。從短期來看，嚴格的環(huán)境規(guī)制會提高跨國公司成本，將抑制那些投資母國實施污染產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)移、社會責(zé)任意識較弱的跨國公司進入，從而限制M&A的流入；從長期看，環(huán)境規(guī)制越嚴格，對環(huán)保標準與技術(shù)高的跨國公司來說，意味著其面臨的惡性競爭更少、競爭對手較少，因此反而更能吸引其進入。

（2）質(zhì)量規(guī)制對跨國并購的影響不顯著。虛擬變量D2未能進入模型，在逐次回歸中發(fā)現(xiàn)只有獨自作為自變量時，對M&A的影響才顯著，其它情況下均不顯著。結(jié)合其他因素，發(fā)現(xiàn)對M&A的影響不顯著，這說明我國對外資并購的質(zhì)量規(guī)制不力，還需進一步完善《產(chǎn)品質(zhì)量法》等法規(guī)，注重與國際規(guī)則接軌。

（3）經(jīng)濟體制對跨國并購產(chǎn)生重要影響。虛擬變量D3通過變量的顯著性檢驗。我國于1992年確立社會主義市場經(jīng)濟體制，此后跨國公司在華并購日益增多，并呈現(xiàn)風(fēng)起云涌之勢，市場經(jīng)濟體制的確立功不可沒。

（4）lnGDP與lnM&A呈正向變化關(guān)系。GDP每增長1%，會拉動跨國并購額增長1.924182個百分點。這在分析經(jīng)濟性規(guī)制與跨國并購之間的關(guān)系時已經(jīng)得到驗證。

3．變量間的格蘭杰因果關(guān)系檢驗

模型（6）顯示社會性規(guī)制對跨國并購未產(chǎn)生顯著影響，文中研究的是跨國并購與環(huán)境規(guī)制之間的關(guān)系，因此一方面需要在模型（6）的基礎(chǔ)上進一步探求變量間的因果關(guān)系，另一方面要驗證多元回歸模型分析結(jié)論的正確性。利用統(tǒng)計軟件對解釋變量與被解釋變量作Granger因果關(guān)系檢驗，選取滯后3期進行研究。具體結(jié)果見表8。

表8 環(huán)境規(guī)制與跨國并購間的格蘭杰因果檢驗

由表8可知：

（1）環(huán)境規(guī)制與跨國并購不存在因果關(guān)系。在顯著性水平0.05下，接受“l(fā)nM&A不是lnREGU的格蘭杰原因”與“l(fā)nREGU不是lnM&A的格蘭杰原因”的原假設(shè)，說明環(huán)境規(guī)制不是跨國并購的原因，同時跨國并購也不是環(huán)境規(guī)制的原因，這與文中多元線性回歸分析結(jié)論趨于一致。

（2）質(zhì)量規(guī)制與跨國并購不存在因果關(guān)系。接受“l(fā)nM&A不是D2的格蘭杰原因”與“D2不是lnM&A的格蘭杰原因”的原假設(shè)，認為lnM&A與無因果關(guān)系。這與模型（6）一致。

（3）經(jīng)濟體制與跨國并購不存在因果關(guān)系。在顯著性水平0.05下，接受“l(fā)nM&A不是D3的格蘭杰原因”與“D3不是lnM&A的格蘭杰原因”的原假設(shè)，可見經(jīng)濟體制與跨國并購之間不存在因果關(guān)系，這與前述經(jīng)濟性規(guī)制的實證結(jié)果一致。

四、結(jié)論與政策建議

實證結(jié)果表明，跨國公司在華并購與政府規(guī)制兩者之間的關(guān)系主要表現(xiàn)為后者對前者的單向作用機制，政府規(guī)制對跨國并購產(chǎn)生重要影響，但影響的程度和大小不一。

（1）經(jīng)濟性規(guī)制對跨國并購額的影響顯著。跨國公司所得稅、國內(nèi)生產(chǎn)總值與跨國并購額之間呈正向變化關(guān)系；年平均工資對跨國并購額產(chǎn)生負向影響；競爭規(guī)制、經(jīng)濟體制也對跨國并購額產(chǎn)生重要影響。

（2）社會性規(guī)制對跨國并購不存在顯著性影響。環(huán)境規(guī)制與質(zhì)量規(guī)制對跨國并購額的影響均不顯著。強化環(huán)境規(guī)制不會對跨國公司在華并購產(chǎn)生實質(zhì)性抑制作用，相反能夠較好地契合向生態(tài)文明階段的低碳經(jīng)濟發(fā)展模式轉(zhuǎn)變。[17]

實證結(jié)論的政策含義在于，現(xiàn)階段我國政府應(yīng)調(diào)整外資并購經(jīng)濟性規(guī)制并適度強化社會性規(guī)制尤其是環(huán)境規(guī)制。20世紀90年代以來，世界范圍內(nèi)出現(xiàn)了一股規(guī)制重構(gòu)浪潮，規(guī)制重構(gòu)并非新的規(guī)制或者其本身的進化，而是通過制度改革來實現(xiàn)放松經(jīng)濟性規(guī)制和對社會性規(guī)制再規(guī)制的混合。[18]因此，一方面，應(yīng)順應(yīng)經(jīng)濟發(fā)展規(guī)律與規(guī)制重構(gòu)規(guī)則，適時調(diào)整或放松對跨國公司在華的某些經(jīng)濟性規(guī)制，如放松對不涉及國家安全行業(yè)中跨國公司股權(quán)比例以及產(chǎn)供銷和人力資源限制，防止規(guī)制過度與越位的發(fā)生，以提高引資規(guī)模與質(zhì)量；另一方面，針對其在華環(huán)境污染行為及動因，應(yīng)強化對跨國公司的社會性規(guī)制，尤其是環(huán)境規(guī)制，防止產(chǎn)生規(guī)制不足與缺位的問題。

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