梁賀 包群

摘要：本文以在華經(jīng)營的合資企業(yè)為樣本，從談判力量的視角考察了中外雙方股權分配對于合資企業(yè)存活的影響。研究發(fā)現(xiàn)，合資企業(yè)存活時間與股權結構存在顯著的倒U型關系，均衡的股權結構下合資關系破裂概率更低，合資企業(yè)生存時間更長，隨著雙方股權結構不對等程度的增加，合資企業(yè)存活時間顯著降低。這一結論在考慮了內(nèi)生性問題、合資對象差異、外資來源差異、合資企業(yè)不同終止方式以及引資政策調(diào)整的外生沖擊等情形下依然穩(wěn)健。此外，以合資企業(yè)股權結構變更的動態(tài)分析發(fā)現(xiàn)，由非均衡股權轉(zhuǎn)變?yōu)榫夤蓹嗪蠛腺Y企業(yè)存活時間顯著增加，而均衡股權轉(zhuǎn)變?yōu)榉蔷夤蓹嗟暮腺Y企業(yè)存活能力明顯降低。最后，本文采用中介效應模型分析了股權結構影響合資企業(yè)存活能力的機制，發(fā)現(xiàn)股權結構的不對等造成企業(yè)內(nèi)部更多的摩擦與沖突，增加了企業(yè)管理費用的支出，進而降低了合資企業(yè)的市場存活能力。

關鍵詞：合資企業(yè);股權結構;談判力量;生存分析;倒U型;合作沖突

文獻標識碼：A

文章編號：100228482020（02）010416

開放科學（資源服務）標識碼（OSID）：

一、問題的提出

普遍認為內(nèi)資企業(yè)與外商資本的合資合作對我國經(jīng)濟發(fā)展和技術進步發(fā)揮了重要的促進作用[1]，尤其是合資企業(yè)，不僅與同行業(yè)的東道國企業(yè)更容易產(chǎn)生密切聯(lián)系，而且和上下游產(chǎn)業(yè)的東道國企業(yè)也更容易建立關聯(lián)關系，從而帶來更為直接有效的技術溢出效應[23]。然而，近年來外商在中國的投資卻出現(xiàn)了明顯的獨資化傾向，一方面在華投資的外商獨資企業(yè)在不斷增加，合資企業(yè)不斷減少，2002年中外合資企業(yè)占比5325%，2006年下降至4553%，到2015年更是下降至只有3787%;此外，每年新建立的外資企業(yè)中7%以上選擇外商獨資的企業(yè)模式，更是占據(jù)了主導地位[4]。另一方面，初始建立的合資企業(yè)也在不斷通過股權變更轉(zhuǎn)向獨資化經(jīng)營，這其中既包括外商的獨資化也包括內(nèi)資企業(yè)的獨資化，例如1988年寶潔以合資形式進入中國市場其股份低于5%，此后的經(jīng)營過程中通過不斷收購內(nèi)資企業(yè)股份，到2002年其持股比例達到了99%;1996年達能與娃哈哈進行合資時，股權占比51%，經(jīng)過十余年的合作后二者在收購問題上反目，最終在2009年達能將其股份完全出售給娃哈哈結束了合資關系。不斷涌現(xiàn)的合資關系破裂與企業(yè)內(nèi)部股權結構的分配存在何種內(nèi)在聯(lián)系？究竟中外雙方何種股權結構的安排更有利于合資關系的穩(wěn)定與持續(xù)呢？本文以中國在1999—2007年新成立的合資企業(yè)為樣本，試圖從合資關系穩(wěn)定性與持續(xù)性角度，考察股權結構對中外雙方合資合作的影響。

股權結構決定了企業(yè)所有者對其所有權及控制權的分配，合理的股權結構對企業(yè)的穩(wěn)定發(fā)展具有重要作用[5]。然而，對于能夠帶來更好業(yè)績的最佳國際合資企業(yè)所有權結構，已有研究存在兩種截然不同的結論[67]。第一類結論認為非均衡股權能夠帶給合資企業(yè)更高的績效，表現(xiàn)為企業(yè)績效與股權結構呈現(xiàn)U型曲線關系[811]。這一結論主要基于交易成本理論的分析，認為在企業(yè)內(nèi)部沖突不可避免的情況下，外商在與本地企業(yè)進行合作時應選擇使其交易和生產(chǎn)成本最小化的股權結構。當合資一方通過提高股權比重占據(jù)主導地位時，可以有效解決因合資企業(yè)內(nèi)部信息的不對稱以及機會主義行為造成內(nèi)部交易成本過高的問題[1213]，并減少潛在的合作沖突[9]。第二類結論認為均衡股權更有利于提高合資企業(yè)績效，表現(xiàn)為企業(yè)績效與股權結構呈現(xiàn)倒U型曲線關系[1417]。由于外國合作伙伴和當?shù)睾献骰锇樵诟悠胶獾乃袡嘟Y構中平等分享利潤和承擔損失，他們都被認為對合資企業(yè)的發(fā)展負有重大責任。這種強烈的責任感增加了合作伙伴之間的信任，從而促使合作伙伴充分參與合資經(jīng)營，最大化地創(chuàng)造合資企業(yè)的協(xié)作價值[1820]。此外，雙方股權均衡的情況下，彼此需求強度越接近，企業(yè)內(nèi)部知識分享與交流更加充分，雙方通過企業(yè)內(nèi)部的合作和學習獲益更多，進而也會帶來更高的企業(yè)績效[2122]。

考察樣本與企業(yè)績效指標選取的不同是造成股權結構與其經(jīng)營績效研究結論不一致的重要原因。與已有研究不同，本文基于1999—2007年新成立的中外合資企業(yè)，以合資企業(yè)的存活期限作為考察對象，著重分析股權結構對合資關系穩(wěn)定性與持續(xù)性的重要影響。

本文可能的貢獻如下：首先，本文以中外合資企業(yè)為研究對象，不僅描繪了中外雙方股權結構與合資企業(yè)存活之間倒U型關系的統(tǒng)計特征，而且基于不同的計量模型從多個方面充分驗證了二者之間倒U型的關系，確保了本文結論的穩(wěn)健性。其次，雖然已有文獻認為合資雙方文化背景的不同、經(jīng)營理念的差異、合作過程中的不信任等問題[2325]，會帶來合作各方之間高昂的協(xié)調(diào)成本[2627]，甚至導致合作關系破裂[2829]。但是，關于合資企業(yè)股權結構這一內(nèi)部特征對合資關系持續(xù)性的影響卻沒有得到足夠的重視，本文豐富了對合資企業(yè)生存的研究。最后，已有文獻關于股權結構對企業(yè)經(jīng)營績效的影響并無定論，本文的結論認為股權結構對合資企業(yè)存活存在顯著的倒U型影響，這一結論無疑對支持倒U型關系的理論提供了新的經(jīng)驗證據(jù)。

二、理論分析與典型事實

（一）理論分析與研究假設

合資企業(yè)的股權分配體現(xiàn)了合資雙方談判力量的大小，而雙方的談判力量對于合作過程中摩擦與沖突的解決至關重要，股權分配不均衡會導致談判力量的不對稱，進而造成合資企業(yè)的不穩(wěn)定[30]。Lin等[31]將合作沖突解決策略分為四種：問題解決策略、妥協(xié)策略、強制策略、法律策略。合資企業(yè)面臨沖突時，股權結構對于策略的選擇具有重要的決定作用。當合資雙方股權不對等時，多數(shù)股權的一方通常比少數(shù)股權的一方擁有更多的談判權。因此，當合資雙方發(fā)生沖突時，多數(shù)股權的一方有更多的替代策略，能夠使用所有四個可用的戰(zhàn)略[32]。談判力量的差異使得多數(shù)股權的一方往往傾向于使用強制策略來解決沖突，以避免長時間的問題解決過程或法律程序;而少數(shù)股權一方通常只能選擇妥協(xié)，在最壞的情況下可能會采取法律行動解決問題[3133]。然而，在雙方股權對等情況下，由于在合資企業(yè)中平均分享利益，合作伙伴可能試圖通過增加雙方的利益來解決問題，也可能試圖與當?shù)睾献骰锇檫_成妥協(xié)，從而使沖突得以解決以降低雙方的利益損失;當合作雙方不能就爭議問題達成妥協(xié)時，由于兩者擁有同樣的決定權，雙方的談判力量相當，他們可能需要在法律支持下解決沖突。因此，股權均衡的合資企業(yè)通常無法采用強制策略解決沖突，而是傾向于采用更具合作性的方法[32，3435]。由此可知，當合資雙方股權不對等，談判力量懸殊時，更有可能采取非合作性的戰(zhàn)略解決沖突，這無疑會加劇雙方合作關系的惡化，使得合資關系破裂的概率上升;相反，在對等的股權結構下，雙方選擇合作性的戰(zhàn)略會使得合資關系更加穩(wěn)固。

此外，合資企業(yè)初始股權分配是否對等，對合資企業(yè)日后的股權變動也會產(chǎn)生不同的影響。合資企業(yè)成立時雙方的股權分配會隨著時間的推移發(fā)生變動，雙方談判力量進而也會發(fā)生變化，多數(shù)股權一方（擁有50%以上股權的合伙人）憑借其較強的談判力量更有可能增加其股權份額，并最終接管合資企業(yè)，使其完全獨資化。換言之，合資企業(yè)成立初期一方擁有的股權越多，則被該方完全收購的可能性就越大[3638]。相反，平等的股權結構是合資雙方談判力量對等的外在表現(xiàn)，在這種股權結構基礎上，當雙方的貢獻和責任都平等時，合資企業(yè)內(nèi)部沖突往往可以得到緩解，有助于合資關系的穩(wěn)定持續(xù)，大大降低被合資一方完全收購的可能性[3940]。由上述分析可知，合資企業(yè)的股權結構賦予了合作各方不同的談判力量，股權的分配通過影響雙方的談判力量對合資關系的穩(wěn)定持續(xù)產(chǎn)生影響。基于此，本文做出如下假設并進行檢驗：當合資雙方股權結構對等時，合資關系更有可能長期維持;而不對等的股權結構，會帶來更高的合作終止率以及獨資化概率，即合資企業(yè)的存活年限與股權分配更有可能是一種倒U型曲線關系。

（二）股權結構與合資關系持久性典型事實

1.合資關系終止的年份統(tǒng)計

表1匯報了樣本期內(nèi)合資企業(yè)成立與破裂的年份統(tǒng)計信息，1999—2006年新成立30201家合資企業(yè)，截止到2007年樣本期末有17398家合資企業(yè)合資關系終止，超過總體合資企業(yè)數(shù)目的一半以上。在合資關系終止的三種類型中，有8530家合資企業(yè)完全死亡，在三種合資關系終止類型中占比最大，接近50%;另一半合資關系終止的合資企業(yè)發(fā)生了獨資化，其中4988家合資企業(yè)轉(zhuǎn)變?yōu)榱藘?nèi)資獨資，在三種類型中占比2867%，轉(zhuǎn)變?yōu)橥馍酞氋Y的合資企業(yè)有3880家，占比2230%。此外，從年份趨勢來看，每年新成立合資企業(yè)數(shù)目相對穩(wěn)定，整體趨勢略有上升;而合資關系終止的企業(yè)數(shù)目隨著年份增加越來越多，值得注意的是合資關系短期破裂可能性更高，以1999年新成立的合資企業(yè)為例，有接近30%的合資企業(yè)不到一年便終止了其合資關系。

2.合資企業(yè)存活狀態(tài)的基本統(tǒng)計

本文采用KM生存函數(shù)對合資企業(yè)生存分布進行估計，具體設定如下：

其中nk是指在k期處于死亡危險狀態(tài)的企業(yè)個數(shù);dk表示同期觀測到的實際退出企業(yè)個數(shù)。本文以合資企業(yè)中外資份額占比將合資企業(yè)劃分為四類，

0～025、025～05、05～075和075～1，并估計了相應的KM生存曲線。由圖1可知，不同外資份額下的合資企業(yè)短期死亡率均較高，尤其是第一年合資企業(yè)死亡率超過了25%;渡過了最初的磨合期之后，雖然合資企業(yè)存活率仍呈現(xiàn)下降趨勢，但是下降幅度相對平緩。進一步比較不同股權結構下合資企業(yè)的生存曲線可以發(fā)現(xiàn)，四類股權結構不同的合資企業(yè)存活表現(xiàn)存在明顯差異，外資股權占比低于25%或者高于75%的高度控股型合資企業(yè)存活率明顯低于外資股權占比處于25%～75%之間的相對均衡持股的合資企業(yè)，其中外資股權占比低于25%的合資企業(yè)存活率最低;外資股權占比處于025～05與05～075之間的合資企業(yè)存活率較為接近，并且隨著生存時間的延續(xù)，兩者間的差異逐漸縮小。由此可知，相對均衡的股權結構下，合資企業(yè)存活時間更長。

圖1生存曲線暗示合資企業(yè)存活時間與股權結構呈現(xiàn)倒U型關系，為了進一步驗證二者之間的統(tǒng)計關系，首先采用內(nèi)核加權局部多項式平滑的非參數(shù)方法，刻畫了樣本中新成立的合資企業(yè)生存年限與其股權結構之間的分布圖。圖2中內(nèi)核加權多項式平滑線表明總體趨勢而言，合資企業(yè)的存活時間隨著外資股權占比的增加呈現(xiàn)出先上升后下降趨勢。基于非參數(shù)的統(tǒng)計特征，進一步對合資企業(yè)存活年限和外資股權占比進行了簡單的二次回歸擬合。由圖2可知，合資企業(yè)的生存時間與外資份額確實存在倒U型曲線的關系，外資份額占比在50%左右合資企業(yè)的存活時間最長，過低或過高的外資份額均會使得合資企業(yè)存續(xù)期下降。綜合生存曲線、平滑線以及二次擬合曲線所反映的統(tǒng)計特征，可以初步斷定合資企業(yè)的存活時間與其股權結構存在著倒U型的關系，合資企業(yè)的生存時間會隨著合資一方股權占比的增加，呈現(xiàn)出先上升后下降的趨勢。

三、計量模型與數(shù)據(jù)來源

（一）計量模型

遵循已有研究的思路[4142]，本文從兩個角度考察合資企業(yè)的股權結構對企業(yè)生存的影響：一是合資關系的穩(wěn)定性角度，以合資關系是否終止為被解釋變量，采用Logit模型估計合資企業(yè)的股權結構對其合資關系終止概率的影響;二是合資企業(yè)生存期限的角度，以合資企業(yè)的存活時間作為被解釋變量，采用加速失效模型（Accelerated Failure Time Model，AFT模型）估計合資企業(yè)股權結構對合資企業(yè)存活時間的影響。此外，前文理論分析與統(tǒng)計結果均表明合資企業(yè)的股權結構與合資關系的持久性為非線性關系，因此本文在計量模型的設定中，以合資企業(yè)中外資股權占比（fr）及其平方項（fr2）作為核心解釋變量。

1.Logit模型設定

本文中合資關系的穩(wěn)定性以樣本期內(nèi)合資關系破裂與否的二元虛擬變量（jvb）進行表示。具體地，如果t期的合資企業(yè)在t+1期死亡或者轉(zhuǎn)變?yōu)楠氋Y企業(yè)，則定義為合資關系終止，令jvbt=1，否則jvbt=0。合資關系穩(wěn)定性分析本質(zhì)上屬于二元離散選擇問題，因此主要采用Logit模型進行估計，模型設定如下：

Logit（jvbit）=Pr（jvbit=1|Xit）=β0+β1·frit+β2·fr2it+γ·Xit+ρt+ρr+ρs+εitrs（2）

其中，frit和fr2it表示合資企業(yè)中外資股權占比及其平方;Xit表示企業(yè)層面的控制變量，遵循已有研究[25，36，43]，控制變量選擇包括企業(yè)全要素生產(chǎn)率（lntfp），采用ACF方法進行測算;企業(yè)規(guī)模（size），采用企業(yè)總資產(chǎn)對數(shù)進行衡量;資本密集度（lnk），為企業(yè)固定資產(chǎn)凈值與員工人數(shù)比值的對數(shù);企業(yè)利潤率（pr），為營業(yè)利潤與企業(yè)銷售額的比值;資產(chǎn)負債率（dr），為負債總額與總資產(chǎn)的比值;融資約束（fc），為利息支出與固定資產(chǎn)的比值;出口密集度（ed），為出口交貨值與企業(yè)銷售額的比值;政府補貼（sb），獲得政府補貼為1，否則為0;合資對象（soe），國有合資企業(yè)為1，非國有合資企業(yè)為0;外資來源地（hmt），港澳臺為1，其他外資為0。ρt、ρr和ρs表示年份、地區(qū)以及行業(yè)固定效應;εitrs表示隨機擾動項。

2.加速失效模型（AFT）設定

加速失效模型和Cox模型是分析企業(yè)生存較為常用的生存分析模型，兩種模型各有優(yōu)劣，其中加速失效模型是基于特定分布下的參數(shù)估計;而Cox模型不對基準風險率進行設定，采用的是半?yún)?shù)估計方法。在風險函數(shù)設定正確的情況下，加速失效模型采用極大似然估計更有效率;在風險函數(shù)形式不確定時，采用Cox模型估計更為準確。但是，Cox模型具有比例風險假定的較強要求，即兩個企業(yè)之間的風險率之比不隨時間改變而改變，這一假定往往難以滿足;此外，由于加速失效模型中被解釋變量為企業(yè)的生存率，其估計結果更為直觀，因此本文采用加速失效模型進行估計。具體模型設定如下：

其中，T表示合資企業(yè)生存的時間，這里以樣本期內(nèi)合資企業(yè)成立的時間為起點，合資關系破裂為合資關系終止點，兩者之差即為合資企業(yè)生存的時間。其他變量的設定與Logit模型一致。

（二）數(shù)據(jù)來源

本文所使用的數(shù)據(jù)來源于1998—2007年中國工業(yè)企業(yè)調(diào)查數(shù)據(jù)庫，該數(shù)據(jù)庫涵蓋了中國所有的國有企業(yè)以及規(guī)模以上（銷售額不低于500萬）的非國有企業(yè)。本文遵循Brandt等[4445]的做法對工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫進行如下處理：首先，根據(jù)企業(yè)代碼、企業(yè)名稱、省地縣碼、電話號碼、郵政編碼等信息對企業(yè)進行交叉匹配，將樣本整理為10年的非平衡面板數(shù)據(jù)。然后，根據(jù)會計準則對可能存在的樣本異常值進行如下處理：

（1）剔除資產(chǎn)總額、負債總額、實收資本、營業(yè)收入、工業(yè)總產(chǎn)值、工業(yè)增加值、職工人數(shù)、固定資產(chǎn)凈值、固定資產(chǎn)原值以及中間投入品缺失或小于零的觀測值;

（2）剔除企業(yè)職工人數(shù)小于8人的觀測值;

（3）剔除總資產(chǎn)小于流動資產(chǎn)或固定資產(chǎn)凈值、累計折舊小于當期折舊以及銷售額小于出口額的觀測值;

（4）剔除所使用指標前后05%的極端值。最后，將企業(yè)實收資本中外方資本（包括港澳臺資本和其他外國資本）占比大于0小于1的企業(yè)定義為中外合資企業(yè)，同時將內(nèi)資獨資企業(yè)和外商獨資企業(yè)樣本剔除。

經(jīng)過上述步驟初步篩選后的樣本為1998—2007年期間所有的合資企業(yè)，然而值得注意的是，樣本期初即1998年已經(jīng)存在的合資企業(yè)其合資關系確立的年份無法獲得;換言之，樣本期初的合資企業(yè)已經(jīng)存活的時間是未知的，如果忽略了該問題會使得企業(yè)生存時間的估計出現(xiàn)偏誤，即所謂的左刪失問題。因此，為了有效規(guī)避左刪失問題帶來的估計偏誤，本文以1998年為基期將1999—2007年新成立的合資企業(yè)作為最終分析樣本。

四、基本估計結果

（一）基于Logit模型的基本估計

表2匯報了合資企業(yè)股權結構對合資關系破裂概率的估計系數(shù)及邊際效應。首先，由表2中第（1）列估計結果可知，外資股權占比系數(shù)顯著為負，平方項系數(shù)顯著為正，表明合資關系終止的概率隨著外資股權占比的增加呈現(xiàn)出先下降后上升的趨勢，即合資關系的穩(wěn)定性與外資股權占比呈現(xiàn)倒U型關系。進一步控制了企業(yè)層面變量以及年份、地區(qū)和行業(yè)的固定效應，由表2中第（2）列和第（3）列估計結果可知，外資股權占比系數(shù)顯著為負，平方項系數(shù)依然顯著為正，即控制了企業(yè)層面變量以及其他固定效應后，合資關系穩(wěn)定性與外資股權占比的倒U型曲線關系依然不變。表2中第（4）至（6）列匯報了相應的邊際效應，基于表2中第（4）列至第（6）列外資股權占比及其平方項的邊際效應進一步計算表明，外資股權在5112%、5104%以及5144%時，合資關系破裂的概率達到最低點，表明在外資股權占比50%左右，合資關系更為穩(wěn)定。換言之，合資企業(yè)外資股權占比由增加到50%的過程中，合資關系破裂的可能性不斷下降;到達50%繼續(xù)提高外資股權占比時，合資企業(yè)破裂的可能性開始上升，即外資股權占比接近50%時，合資關系更為穩(wěn)定，更有利于合資企業(yè)持續(xù)經(jīng)營。

進一步由表2中企業(yè)層面控制變量估計結果可知，企業(yè)的生產(chǎn)率水平、企業(yè)規(guī)模、資本密集度、企業(yè)的利潤率、出口密集度以及能否獲得政府補貼等變量的估計系數(shù)均顯著為負，表明對合資關系破裂概率具有顯著的負向影響;而企業(yè)資產(chǎn)負債率、是否為國有企業(yè)虛擬變量以及是否為港澳臺投資商虛擬變量均顯著為正，表明對合資關系破裂概率具有顯著正向影響。由此可知，生產(chǎn)率水平高、企業(yè)規(guī)模大、盈利能力強、能夠獲得政府補貼的資本密集型以及偏向出口的合資企業(yè)，其合資關系破裂的概率更低，合資關系更加穩(wěn)定;反之，企業(yè)杠桿率高，債務較多則合資關系更容易破裂，而且與國有企業(yè)合資以及港澳臺的外商投資者所組建的合資企業(yè)穩(wěn)定性較差，合資關系更容易破裂。

（二）基于加速失效模型的基本估計

表3匯報了合資企業(yè)股權結構對企業(yè)存活時間的估計結果。由于加速失效模型為參數(shù)估計，其基準風險率依賴于具體的分布函數(shù)，為了保證估計結果的穩(wěn)健性，我們遵循Triki等[42]的做法設定了4種不同的分布函數(shù)，同時基于估計結果進一步計算了AIC信息準則以此來選擇最合適的分布函數(shù)用于其他穩(wěn)健性檢驗。表3中列出了基于指數(shù)分布、威布爾分布、對數(shù)正態(tài)分布以及對數(shù)邏輯分布的估計結果，總體而言，無論設定何種分布函數(shù)，外資股權占比及其平方項的估計系數(shù)的符號都是一致的，而且相應估計結果的數(shù)值大小也較為接近，這表明本文結論較為穩(wěn)健，對風險函數(shù)的具體分布并不敏感。表3中外資股權占比的系數(shù)顯著為正，平方項系數(shù)顯著為負，表明合資企業(yè)生存的年限隨著外資股權占比的增加呈現(xiàn)先上升后下降的倒U型關系;進一步由估計系數(shù)可以計算在外資股權占比接近50%時，合資企業(yè)的存活年限達到最大。此外，AIC信息準則表明，設定風險函數(shù)為對數(shù)正態(tài)分布時，AIC數(shù)值最小，即模型設定更為準確?；诖耍挛钠渌槍铀偈Ｐ瓦M行穩(wěn)健性檢驗時，分布函數(shù)設定為對數(shù)正態(tài)分布。其他控制變量的估計結果表明，生產(chǎn)率水平更高、規(guī)模較大、資本密集度更高、利潤水平更高、出口密集度更高以及能夠獲得政府補貼的合資企業(yè)其存活時間更長;相比于外國投資者，來自港澳臺的合資企業(yè)生存時間反而更短。基于合資企業(yè)的穩(wěn)定性分析與生存分析可以發(fā)現(xiàn)，合理的股權結構對合資企業(yè)的市場存活至關重要，中外雙方中任何一方股權占比更高均不利于合資企業(yè)的存活，均衡的股權分配可以有效降低合資企業(yè)破裂的風險率，增強企業(yè)的存活能力。

（三）內(nèi)生性問題

[FL（17，23K1]

本文的目的是考察合資企業(yè)股權結構對合資關系持續(xù)性的影響，其中可能的內(nèi)生性問題來自股權結構變動與合資企業(yè)存活之間的相互影響。然而，本文在定義合資企業(yè)終止時，以t期存在的合資企業(yè)在t+1期的狀態(tài)進行定義，同時以t期的各變量進行估計，因此采用各變量滯后一期可以在一定程度上避免了同期相關帶來的內(nèi)生性問題。此外，本文也遵循已有文獻盡可能加入了影響合資關系的控制變量，即便如此仍然可能存在遺漏變量等帶來的其他內(nèi)生性問題，因此本文進一步基于工具變量進行二階段估計。具體而言，合資企業(yè)從成立到死亡往往經(jīng)歷一段時間，尤其是對于合資企業(yè)轉(zhuǎn)為獨資企業(yè)，股權結構會在合資過程中不斷變化，最終走向獨資化或者死亡。在這一過程中，股權結構會影響合資過程的穩(wěn)定性，隨后反饋到合資雙方，進而不斷在合資過程中調(diào)整股權結構，以本文樣本為例，在樣本期內(nèi)有近40%的合資企業(yè)在經(jīng)營過程中股權結構發(fā)生了變動。股權結構與合資關系持續(xù)之間的相互影響會帶來內(nèi)生性問題，為了解決這一可能的內(nèi)生性問題，以合資企業(yè)成立當年的股權分配作為工具變量來進行估計。這一做法的合理性在于，無論合資企業(yè)經(jīng)營過程中股權結構如何調(diào)整，一定與最初的股權分配密切相關，在初始股權結構基礎上增加或減少，這保證了本文中外資股權占比這一變量與初始外資股權占比的工具變量具有較大的相關性;企業(yè)初始股權分配與后期企業(yè)經(jīng)營過程的順利與否并不直接相關，尤其是后期企業(yè)的獨資化過程并不會受到初始股權結構的影響，這保證了初始外資股權占比（iv）這一工具變量的外生性。本文采用兩階段工具變量法進行了回歸，表4匯報了估計結果。首先，表4中前兩列匯報了第一階段中，外資股權及其平方項對工具變量及其平方項的回歸結果，可以發(fā)現(xiàn)估計系數(shù)顯著為正，調(diào)整的R2分別為0761和0771，表明工具變量與內(nèi)生變量具有較高的相關性;同時，回歸結果的F統(tǒng)計量分別為337165和356598，遠遠大于弱工具變量判定標準10，進一步說明了不存在弱工具變量問題。其次，后兩列匯報了第二階段的回歸結果，其中v1和v2為第一階段估計結果的殘差，可以發(fā)現(xiàn)兩類模型中估計系數(shù)均顯著，表明本文估計模型中確實存在內(nèi)生性問題。最后，由第二階段估計結果可知，Logit估計中外資股權占比系數(shù)顯著為負，平方項系數(shù)顯著為正，加速失效模型估計結果與之相反，表明合資企業(yè)中外資股權占比增加合資關系破裂概率先下降后上升，合資企業(yè)存活時間呈現(xiàn)先上升后下降的倒U型關系，這與基本估計結果一致。因此，采用兩階段工具變量估計表明本文結論具有穩(wěn)健性。

五、穩(wěn)健性檢驗

（一）合資對象的差異：區(qū)分國有合資與非國有合資企業(yè)

企業(yè)進行跨國投資往往要面臨東道國的行政干預，雖然中國市場化水平不斷提高，但是行政干預現(xiàn)象仍然普遍存在。相比于非國有企業(yè)，政府對國有企業(yè)的干預往往更加頻繁，但國有企業(yè)也會享受非國有企業(yè)更多的優(yōu)惠性政策，因此對外商投資者而言，在組建合資企業(yè)時合資對象的選擇便至關重要，這會對日后的經(jīng)營產(chǎn)生不同的影響。基于此，我們區(qū)分了國有合資與非國有合資企業(yè)，考察了不同合資對象下，股權結構對合資關系持續(xù)的影響，表5匯報了相應的估計結果。首先，由表5中國有與非國有子樣本估計結果可知，無論是對合資關系的穩(wěn)定性還是合資企業(yè)的存活時間，兩者估計結果均較為接近，并且都與基本估計一致， 隨著外資股權占比的增加，合資關系破裂的概率先降后升，合資企業(yè)的存活時間呈現(xiàn)先升后降的倒U型。其次，在總體樣本中加入了股權結構及其平方項與國有合資企業(yè)虛擬變量（soe）的交互項，估計結果表明股權占比對國有合資企業(yè)與非國有合資企業(yè)的穩(wěn)定性與生存時間并不存在顯著差異。由此可知，股權結構對合資關系持續(xù)的影響是普遍的，并不因為合資對象的不同而有所差異。

（二）外資來源的差異：區(qū)分港澳臺與其他外國投資商

由于合資企業(yè)雙方的文化存在差異，在經(jīng)營過程中不可避免因文化差異而帶來摩擦，為了進一步考察外資來源地與東道國間文化差異可能導致的不同影響，根據(jù)外資來源區(qū)分了港澳臺投資商和其他外國投資商。與其他外國投資商相比，港澳臺與大陸有著一致的文化淵源，兩者間的差異更小，表6匯報了區(qū)分不同外資來源地的估計結果。首先，由表6中港澳臺和非港澳臺子樣本估計結果可知，無論是對于合資關系的破裂還是對存活年限的估計，外資股權占比與其平方項在兩個子樣本間相差不大。隨著外資股權占比的增加，均表現(xiàn)為合資破裂概率先下降后上升，存活期限先上升后下降的關系。其次，在總體樣本估計中，外資股權占比及其平方項與外資來源地的交叉項估計系數(shù)并不顯著，進一步表明股權結構對合資關系持續(xù)的影響并不會因為外資來源地的差異而有所不同，合資企業(yè)股權結構與合資關系持續(xù)的倒U型關系具有普遍性。

（三）地區(qū)差異：區(qū)分東部與中西地區(qū)

中國特殊的地理特征導致東部地區(qū)與中西部地區(qū)在經(jīng)濟發(fā)展水平、產(chǎn)業(yè)集聚以及市場化進程中均存在較大差異，與中西部地區(qū)相比，東部地區(qū)集聚了更多的外資企業(yè)，而且市場化水平相對更加完善。為了進一步檢驗合資企業(yè)空間分布可能帶來的差異，筆者區(qū)分了東部與中西部地區(qū)，對兩類子樣本分別進行了估計，表7匯報了相應的估計結果?？梢园l(fā)現(xiàn)，Logit模型中外資股權占比系數(shù)顯著為負，平方項系數(shù)顯著為正，AFT模型中估計系數(shù)則與之相反。也就是說，東部與中西部地區(qū)子樣本估計結果均與基本估計結果一致，合資關系破裂的概率隨著外資股權占比的增加呈現(xiàn)先下降后上升，合資企業(yè)存活年限隨著外資股權占比的增加呈現(xiàn)先升后降的倒U型。因此，合資企業(yè)的空間分布并不會影響本文的基本結論，地區(qū)差異的檢驗再一次證明了本文結論的穩(wěn)健性。

（四）合資關系破裂類型的差異：合資企業(yè)死亡與獨資化的比較

本文基本估計中合資關系的破裂包含三種類別：合資企業(yè)死亡、合資企業(yè)轉(zhuǎn)為內(nèi)資獨資企業(yè)以及合資企業(yè)轉(zhuǎn)為外資獨資企業(yè)，這三種類別中企業(yè)死亡與獨資化也存在一定差異。與合資企業(yè)死亡相比，獨資化往往需要經(jīng)歷股權結構的逐步調(diào)整，例如在合資轉(zhuǎn)為外商獨資的過程中，外商的股權占比可能需要經(jīng)歷逐漸增加的過程，才能最終完全獨資化。因此，可以預見如果合資雙方股權結構均衡則合資企業(yè)被一方完全收購的困難程度要大，反之則更容易發(fā)生獨資化。為了進一步區(qū)別合資企業(yè)死亡與獨資化這兩種合資關系終止方式之間的差異，通過調(diào)整樣本進行了估計。具體地，筆者將總體樣本中獨資化的類別去掉保留合資持續(xù)的樣本和合資企業(yè)死亡的樣本作為一類子樣本，同理將總體樣本中合資企業(yè)死亡的樣本剔除保留合資關系持續(xù)和獨資化的樣本作為另一類子樣本，兩類子樣本均以合資關系持續(xù)的樣本作為參照，表8匯報了估計結果。首先，無論去掉哪一類合資關系終止的樣本，估計結果均與基準估計一致，表明無論是合資企業(yè)正常死亡還是合資企業(yè)獨資化，合資關系破裂的概率均會隨著外資股權的增加先下降后上升，合資關系的存續(xù)期呈現(xiàn)先升后降的倒U型。其次，由表8中估計系數(shù)可知，合資企業(yè)獨資化的外資股權占比及其平方項系數(shù)接近合資企業(yè)死亡樣本估計系數(shù)的兩倍，表明合資企業(yè)獨資化受到股權結構的影響要比合資企業(yè)正常死亡受到的影響更大。換言之，合資企業(yè)雙方股權由不均衡到均衡變化過程中，合資關系破裂概率和合資企業(yè)生存年限的變化率，獨資化要比合資企業(yè)死亡變動幅度更大。由此可知，合資企業(yè)死亡與獨資化的變化過程中均會受到股權結構的影響，但是獨資化受影響程度更大。

（五）內(nèi)資企業(yè)股權結構與合資企業(yè)存活：基于國有與非國有合資企業(yè)的分析

本文對中外合資企業(yè)的研究結論表明均衡的股權結構更有利于合資企業(yè)長久存活，然而中外雙方合資僅是合資企業(yè)的一種形式，內(nèi)資企業(yè)之間也同樣存在合資關系，比如國有企業(yè)與非國有企業(yè)合資，那么本文的結論是否同樣適用于呢？基于此，進一步以國有與非國有組建的合資企業(yè)作為分析樣本進行了穩(wěn)健性檢驗。具體地，首先剔除掉中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫中的外資企業(yè)，即企業(yè)實收資本中外商和港澳臺資本大于零的企業(yè);然后，保留國有資本和非國有資本同時存在的內(nèi)資企業(yè)作為分析樣本;最后，采用本文設定的計量模型以國有企業(yè)股權占比（soer）及其平方項（soer2）作為核心解釋變量，對國有與非國有合資企業(yè)的存活關系進行了估計。表9中首先匯報了國有企業(yè)股權占比對合資關系破裂概率的影響，由Logit模型估計結果可知，國有企業(yè)股權占比的一次項顯著為負，二次項顯著為正，表明國有與非國有合資關系破裂的概率與雙方股權結構呈現(xiàn)U型關系，合資關系破裂的概率隨著國有股權的上升呈現(xiàn)先下降后上升的趨勢，國有與非國有股權占比相對均衡時合資關系破裂概率最低。進一步以合資關系存活年限作為被解釋變量，由AFT模型估計結果可知，國有股權占比的一次項顯著為正，二次項顯著為負，四種不同風險分布函數(shù)進行估計的結果較為一致，表明股權結構與合資企業(yè)存活的年限呈現(xiàn)顯著的倒U型曲線關系，國有與非國有股權占比趨于均衡時更有利于合資企業(yè)的存活。由此可知，股權結構對合資關系穩(wěn)定性與持久性的影響不僅存在于中外合資企業(yè)中，而且對于內(nèi)資企業(yè)之間的合資同樣存在顯著影響，在合資雙方股權結構較為均衡的情況下，合資關系更為穩(wěn)定，合資企業(yè)生存時間更長。

六、進一步分析

（一）股權結構變動的動態(tài)分析

前文研究發(fā)現(xiàn)相對均衡的股權結構下，合資關系更為穩(wěn)定，存活時間更長。然而，合資企業(yè)的股權結構并非一成不變，隨著企業(yè)的經(jīng)營發(fā)展，雙方談判力量會發(fā)生改變，進而導致股權分配的變動。為了考察股權變動對合資關系的動態(tài)影響，采用基于傾向得分匹配的雙重差分法進行估計。首先，以合資企業(yè)股權份額第25和第75百分位作為分界點，區(qū)間內(nèi)為股權相對均衡的合資企業(yè)，區(qū)間外為非均衡的合資企業(yè)。其次，根據(jù)樣本期內(nèi)企業(yè)股權結構均衡與否劃分為兩類樣本：第一類樣本包含保持均衡股權的合資企業(yè)和由均衡轉(zhuǎn)化為非均衡股權的合資企業(yè)，第二類樣本包含保持非均衡股權的合資企業(yè)和由非均衡轉(zhuǎn)化為均衡股權的合資企業(yè)。然后，針對兩類樣本分別設定處理組和對照組，第一類樣本中將由均衡轉(zhuǎn)化為非均衡的合資企業(yè)作為處理組（du=1），其對照組為保持均衡權的合資企業(yè)（du=0）;第二類樣本中將由非均衡轉(zhuǎn)化為均衡的合資企業(yè)作為處理組（du=1），其對照組為保持非均衡股權的合資企業(yè)（du=0）。最后，為兩類樣本中的處理組逐年匹配其對照組，并進行雙重差分估計。

均衡股權之后，合資關系破裂的概率顯著降低，合資企業(yè)存活的時間顯著增加。因此，股權結構變動的動態(tài)分析結果進一步表明，保持相對均衡的股權結構更有利于合資企業(yè)的穩(wěn)定與持續(xù)。

（二）引資政策調(diào)整的外生沖擊

合資企業(yè)的股權分配除了受到雙方談判力量的影響外，東道國的引資政策也可能會對外方的股權分配產(chǎn)生影響。那么，東道國引資政策的調(diào)整這一外生沖擊是否會影響合資企業(yè)的股權結構，進而對合資企業(yè)的穩(wěn)定與持續(xù)產(chǎn)生影響呢？為了反映出東道國引資政策轉(zhuǎn)變的影響，筆者進一步以商務部公布的《外商投資產(chǎn)業(yè)指導目錄》作為準自然實驗來考察研究結論是否會因引資政策的轉(zhuǎn)變而發(fā)生變化。首先，為了使估計結果更為直觀，對基準模型進行了改動，將其中的外資份額替換為外資與內(nèi)資股權不平衡程度（dfr），具體定義為外資股權與內(nèi)資股權差值的絕對值，dfr數(shù)值越大則中外雙方股權不平衡程度越高，這一改動僅僅將基本估計中的二次關系轉(zhuǎn)變?yōu)榱司€性關系，并不影響基本結論。其次，根據(jù)《外商投資產(chǎn)業(yè)指導目錄》的變化，因此選用1997年商務部公布的外商投資產(chǎn)業(yè)指導目錄作為基準，然后比照2004年公布的目錄確定各行業(yè)的政策變化。根據(jù)兩個版本關于引資態(tài)度的鼓勵、允許、限制與禁止等區(qū)別定義了如下引資政策虛擬變量：pc=1代表《外商投資產(chǎn)業(yè)指導目錄》中引資政策發(fā)生變化的行業(yè)，pcs=1表示由鼓勵、允許類轉(zhuǎn)變?yōu)橄拗?、禁止類的行業(yè)，即加強管制類行業(yè)，pcl=1表示由限制、禁止類轉(zhuǎn)變?yōu)楣膭睢⒃试S類的行業(yè)，即放松管制類行業(yè);npcl=1表示引資政策未發(fā)生變動的限制類行業(yè)，npcp=1表示引資政策未發(fā)生變動的允許類行業(yè)，npce=1表示引資政策未發(fā)生變動的鼓勵類行業(yè)。表11匯報了基于行業(yè)引資政策轉(zhuǎn)變的估計結果。

表11中第（1）—（3）列Logit模型估計結果中外資與內(nèi)資股權不對等變量（dfr）的估計系數(shù)均顯著為正，表明合資企業(yè)股權不對等程度越高合資關系破裂概率越高，這與基本估計中合資關系破裂概率隨外資股權增加呈現(xiàn)先降后升趨勢的結論是一致的;第（4）—（6）列基于AFT模型估計結果中dfr系數(shù)顯著為負，表明合資企業(yè)股權不對等程度越高，合資企業(yè)存活時間越短，這也與基本估計中合資企業(yè)存活時間隨外資股權的增加呈現(xiàn)倒U型曲線關系的結論是一致的。進一步由表11中第（1）和（4）列dfr與pc交互項估計結果不顯著可知，行業(yè)引資政策是否發(fā)生改變并不會通過股權結構對合資關系穩(wěn)定性與持續(xù)性產(chǎn)生顯著的影響;第（2）和（5）列估計結果細分了放松管制與加強管制變化的影響，交互項系數(shù)仍然不顯著，表明引資政策無論是放松還是管制均不會影響合資關系;第（3）和（6）列估計結果考察了引資政策未發(fā)生變動情形下的影響，同樣交互項系數(shù)并不顯著，表明股權結構對合資關系穩(wěn)定與持續(xù)的影響并不會因引資政策的不同而有所差異。綜上所述，合資企業(yè)股權結構對合資關系的穩(wěn)定性與持續(xù)性并不會因引資政策的調(diào)整而發(fā)生變化，同時也再次驗證了本文的核心結論：股權結構是影響合資關系的重要變量。

（三）股權結構影響合資關系的機制分析

前文研究結論表明合資關系的持久性與合資企業(yè)股權分配存在倒U型曲線關系，合資雙方股權結構均衡的條件下，合資企業(yè)存活時間更長，合資關系破裂概率更低。那么，合資企業(yè)的股權結構通過何種途徑影響了合資關系呢？本文通過構建中介效應模型對這一問題進行考察，以揭示影響機制。前文理論分析表明股權結構是雙方談判實力的外在表現(xiàn)，談判力量是否對等會影響合資雙方摩擦與沖突的發(fā)生以及相關處理方式的選擇。基于此，筆者以合資企業(yè)管理費用與銷售額的比值衡量合資雙方的摩擦處理成本，并將其作為中介變量，采用逐步回歸的方法進行中介效應分析。具體估計包括3步：首先，將因變量（合資關系是否破裂與合資企業(yè)存活時間）對自變量（包括核心解釋變量股權結構與其他控制變量）進行回歸;其次，將中介變量（摩擦處理成本）對自變量進行回歸;最后，將因變量同時對自變量和中介變量進行回歸。中介效應模型設定如下：

其中，下標i和t表示企業(yè)和年份;dfr為股權不平衡程度，以外資股權與內(nèi)資股權差值的絕對值進行表示;fee為摩擦處理成本，以企業(yè)管理費用與銷售額比值進行度量;其他企業(yè)層面變量和固定效應的設定與基本模型一致。

表12列示了中介效應模型的估計結果。第（1）和（2）列為第一步估計結果，可以發(fā)現(xiàn)合資企業(yè)中外資與內(nèi)資股權不對等程度越高，合資關系破裂的概率越大，合資企業(yè)存活的時間短，表明趨于均等的股權結構有利于合資關系的持續(xù)，這與基本估計得到的結論是一致的。表12中第（3）列是以合資企業(yè)摩擦處理成本為因變量的估計結果，可以發(fā)現(xiàn)股權不對等變量（dfr）的估計系數(shù)顯著為正，表明合資企業(yè)中外雙方股權結構不對等程度越高，合資企業(yè)付出的摩擦處理成本越高，由股權不對稱帶來的合資雙方的摩擦顯著增加了企業(yè)內(nèi)部管理費用的支出。表12中最后兩列為加入了中介變量后的估計結果，可以發(fā)現(xiàn)中介變量在Logit模型中估計系數(shù)顯著為正，在AFT模型中顯著為負，表明由合資雙方摩擦帶來的管理費用的增加，大大提高合資了關系破裂的概率，降低了合資企業(yè)存活的時間。此外，加入中介變量之后，合資企業(yè)股權不對成程度變量估計系數(shù)的絕對值下降，表明摩擦處理成本是股權結構影響合資關系的重要渠道。中介效應分析再一次表明，股權結構對合資關系穩(wěn)定持續(xù)具有重要作用，均衡的股權結構能夠減少合資過程中的摩擦與沖突，通過降低企業(yè)內(nèi)部溝通與管理費用，進而降低合資關系破裂的概率，延長存活時間。

七、結論

針對近年來不斷涌現(xiàn)的合資企業(yè)獨資化現(xiàn)象，本文從中外雙方股權分配的角度出發(fā)，以1999—2007年新成立的合資企業(yè)為樣本，考察了股權結構對合資關系以及合資企業(yè)存活時間的影響，得到了以下結論：

首先，基于合資企業(yè)存活時間的統(tǒng)計發(fā)現(xiàn)，與非均衡股權合資企業(yè)相比，均衡股權結構下合資企業(yè)的存活率更高，通過對合資企業(yè)存活時間與股權結構進行非參數(shù)與參數(shù)擬合，發(fā)現(xiàn)二者之間存在明顯的倒U型曲線關系。

其次，分別采用Logit模型和加速失效模型，考察股權結構對合資關系破裂概率以及合資企業(yè)存活時間的影響，研究發(fā)現(xiàn)，股權結構對合資關系破裂概率以及合資企業(yè)存活期限存在顯著影響。隨著合資企業(yè)中外方股權由少數(shù)增加到相對均衡的過程中，合資關系破裂概率顯著降低，企業(yè)存活時間顯著延長;然而，隨著外方股權由均衡增加到多數(shù)時，合資關系破裂概率增加，企業(yè)存活時間也顯著減少，模型估計結果充分驗證了股權結構與合資企業(yè)存活之間的倒U型曲線關系。進一步，本文針對可能存在的內(nèi)生性問題、外資來源差異、本地合作者的差異、合資企業(yè)所處地區(qū)的差異以及合資關系終止不同方式間的差異進行了一系列穩(wěn)健性檢驗，得到的結論與基準結果一致，說明本文結論具有相當?shù)钠毡樾?。最后，本文進行了拓展分析，對比合資企業(yè)股權結構變更前后的差異，發(fā)現(xiàn)合資企業(yè)由非均衡股權轉(zhuǎn)變?yōu)榫夤蓹嗪?，企業(yè)存活狀況顯著改善，而均衡股權轉(zhuǎn)變?yōu)榉蔷夤蓹嗟暮腺Y企業(yè)存活時間明顯減少;以外商引資政策調(diào)整作為外生沖擊進行的準自然實驗發(fā)現(xiàn)，股權結構對合資企業(yè)存活的影響并不因行業(yè)引資政策調(diào)整而改變;對于股權結構影響合資企業(yè)存活的機制，中介效應模型的估計結果表明，中外雙方股權不對等程度的增加，顯著增加了企業(yè)的管理費用的支出，進而降低了合資企業(yè)的存活期限。

本文的研究結論不僅為客觀評估股權結構在維系合資關系中所起的作用提供了可靠的經(jīng)驗證據(jù)，而且為我國引資政策調(diào)整提供了有益的借鑒。多年來，吸引外資已經(jīng)成為我國區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展的有利措施，然而如何才能充分發(fā)揮外資的作用，保持外資在中國的長久持續(xù)卻并未得到足夠的重視，本文研究結論對于更好地留住外資具有良好的借鑒意義。此外，本文的結論對于中國企業(yè)對外直接投資也具有重要的啟示，隨著中國企業(yè)對外直接投資和跨國經(jīng)營的不斷增加，與當?shù)仄髽I(yè)進行合資合作過程中，保持相對均衡的股權結構不僅能夠充分發(fā)揮雙方的優(yōu)勢，而且也有助于中國跨國經(jīng)營的長久持續(xù)。

參考文獻：

[1]Tuan C， Ng L F Y， Zhao Bo. Chinas posteconomic reform growth： The role of FDI and productivity progress [J]. Journal of Asian Economics， 2009， 20（3）： 280293.

[2]Javorcik B S. Does foreign direct investment increase the productivity of domestic firms？ In search of spillovers through backward linkages [J]. American Economic Review， 2004， 94（3）： 605627.

[3]Javorcik B S， Spatareanu M. To share or not to share： Does local participation matter for spillovers from foreign direct investment？ [J]. Journal of Development Economics， 2008， 85（1）： 194217.

[4]Bao Qun， Wang Yanling， Xie Hongjun. From honeymoon to divorce： Institution quality and foreign investors ownership consolidation in China [J]. Economic Inquiry， 2019， 57（1）： 372390.

[5]李維安， 李寶權. 跨國公司在華獨資傾向成因分析： 基于股權結構戰(zhàn)略的視角 [J]. 管理世界， 2003（1）： 5762.

[6]Barden J Q， Steensma H K， Lyles M A. The influence of parent control structure on parent conflict in Vietnamese international joint ventures： An organizational justicebased contingency approach [J]. Journal of International Business Studies， 2005， 36（2）： 156174.

[7]Lu J W， Hébert L. Equity control and the survival of international joint ventures： A contingency approach [J]. Journal of Business Research， 2005， 58（6）： 736745.

[8]Lecraw D J. Bargaining power， ownership， and profitability of transnational corporations in developing countries [J]. Journal of International Business Studies， 1984， 15（1）： 2743.

[9]Blodgett L L. Research notes and communications factors in the instability of international joint ventures： An event history analysis [J]. Strategic Management Journal， 1992， 13（6）： 475481.

[10]Ramaswamy K， Gomes L， Veliyath R. The performance correlates of ownership control： A study of U.S. and European MNE joint ventures in India [J]. International Business Review， 1998， 7（4）： 423441.

[11]Luo Yadong， Shenkar O， Nyaw MK. A dual parent perspective on control and performance in international joint ventures： Lessons from a developing economy [J]. Journal of International Business Studies， 2001， 32（1）： 4158.

[12]Hennart J F. A transaction costs theory of equity joint ventures [J]. Strategic Management Journal， 1988， 9（4）： 361374.

[13]Hill C W L， Hwang P， Kim W C. An eclectic theory of the choice of international entry mode [J]. Strategic Management Journal， 1990， 11（2）： 117128.

[14]Beamish P W. The characteristics of joint ventures in the Peoples Republic of China [J]. Journal of International Marketing， 1993， 1（2）： 2948.

[15]Child J. A configurational analysis of international joint ventures [J]. Organization Studies， 2002， 23（5）： 781815.

[16]Child J， Yan Yanni. Predicting the performance of international joint ventures： An investigation in China [J]. Journal of Management Studies， 2003， 40（2）： 283320.

[17]Owens M， Ramsey E， Loane S. Resolving postformation challenges in shared IJVs： The impact of shared IJV structure on interpartner relationships [J]. International Business Review， 2018， 27（3）： 584593.

[18]Beamish P W， Banks J C. Equity joint ventures and the theory of the multinational enterprise [J]. Journal of International Business Studies， 1987， 18（2）： 116.

[19]Buckley P J， Casson M C. Analyzing foreign market entry strategies： Extending the internalization approach [J]. Journal of International Business Studies， 1998， 29（3）： 539561.

[20]Li Jing， Zhou Changhui， Zajac E J. Control， collaboration， and productivity in international joint ventures： Theory and evidence [J]. Strategic Management Journal， 2009， 30（8）： 865884.

[21]Lyles M A， Salk J E. Knowledge acquisition from foreign parents in international joint ventures： An empirical examination in the Hungarian context [J]. Journal of International Business Studies， 1996， 27（5）： 877903.

[22]閻海峰， 沈錦杰. 股權結構對合資企業(yè)績效的影響研究——基于組織學習的視角 [J]. 中國工業(yè)經(jīng)濟， 2010（4）： 151160.

[23]Ng P WK， Lau CM， Nyaw MK. The effect of trust on international joint venture performance in China [J]. Journal of International Management， 2007， 13（4）： 430448.

[24]Bener M， Glaister K W. Determinants of performance in international joint ventures [J]. Journal of Strategy and Management， 2010， 3（3）： 188214.

[25]包群， 謝紅軍， 陳佳妮. 文化相近、合作信任與外商合資關系的持久性 [J]. 管理世界， 2017（3）： 2943.

[26]Cassiman B， Veugelers R. R&D cooperation and spillovers： Some empirical evidence from Belgium [J]. American Economic Review， 2002， 92（4）： 11691184.

[27]Falvey R， PoyagoTheotoky J， Teerasuwannajak K T. Coordination costs and research joint ventures [J]. Economic Modelling， 2013， 33： 965976.

[28]Isobe T， Makino S， Montgomery D B. Resource commitment， entry timing， and market performance of foreign direct investments in emerging economies： The case of Japanese international joint ventures in China [J]. Academy of Management Journal， 2000， 43（3）： 468484.

[29]Child J， Yan Yanni. National and transnational effects in international business： Indications from Sinoforeign joint ventures [J]. Management International Review， 2001， 41（1）： 5375.

[30]Inkpen A C， Beamish P W. Knowledge， bargaining power， and the instability of international joint ventures [J]. The Academy of Management Review， 1997， 22（1）： 177202.

[31]Lin Xiaohua， Germain R. Sustaining satisfactory joint venture relationships： The role of conflict resolution strategy [J]. Journal of International Business Studies， 1998， 29（1）： 179196.

[32]Le Nguyen H， Larimo J. Determinants of conflict management strategies in international joint ventures： An integrative theoretical framework [J]. Journal of Transnational Management， 2011， 16（2）： 116132.

[33]White G O， Joplin J R W， Salama M F. Contracts and conflict resolution strategies in foreign ventures： A transaction cost perspective [J]. International Journal of Conflict Management， 2007， 18（4）： 376390.

[34]Lin Xiaohua， Wang C C L. Relational contexts of conflict resolution strategies in international joint ventures [J]. Journal of Relationship Marketing， 2002， 1（3/4）： 2338.

[35]Westman C， Thorgren S. Partner conflicts in international joint ventures： A minority owner perspective [J]. Journal of International Management， 2016， 22（2）： 168185.

[36]Steensma H K， Barden J Q， Dhanaraj C， et al. The evolution and internalization of international joint ventures in a transitioning economy [J]. Journal of International Business Studies， 2008， 39（3）： 491507.

[37]Chung C C， Beamish P W. The trap of continual ownership change in international equity joint ventures [J]. Organization Science， 2010， 21（5）： 9951015.

[38]Mata J， Portugal P. The termination of international joint ventures： Closure and acquisition by domestic and foreign partners [J]. International Business Review， 2015， 24（4）： 677689.

[39]Van Assche A， Schwartz G A. Contracting institutions and ownership structure in international joint ventures [J]. Journal of Development Economics， 2013， 103： 124132.

[40]Song S， Zeng Y. Performance， partner relationship， and ownership change in international joint ventures： The case of Korean firms in Asia [J]. Journal of AsiaPacific Business， 2015， 16（3）： 171190.

[41]Cui A S， Calantone R J， Griffith D A. Strategic change and termination of interfirm partnerships [J]. Strategic Management Journal， 2011， 32（4）： 402423.

[42]Triki D， Mayrhofer U. Do initial characteristics influence IJV longevity？ Evidence from the Mediterranean region [J]. International Business Review， 2016， 25（4）： 795805.

[43]高凌云， 屈小博， 賈朋. 外商投資企業(yè)是否有更高的退出風險 [J]. 世界經(jīng)濟， 2017（7）： 5277.

[44]Brandt L， Van Biesebroeck J， Zhang Yifan. Creative accounting or creative destruction？ Firmlevel productivity growth in Chinese manufacturing [J]. Journal of Development Economics， 2012， 97（2）： 339351.

[45]聶輝華， 江艇， 楊汝岱. 中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫的使用現(xiàn)狀和潛在問題 [J]. 世界經(jīng)濟， 2012（5）： 142158.

責任編輯、校對： 鄭雅妮