劉林青 陳紫若

(武漢大學經濟與管理學院)

1 研究背景

目前，國內用于研究并購戰(zhàn)略的主要理論有交易成本理論、組織學習理論、社會網絡理論等。然而，涉及資源依賴理論的相關研究很少，盡管其被國際學者認為是解釋企業(yè)為什么并購的第二大理論，僅次于交易成本理論[1]。與其他理論不同，資源依賴理論側重于從依賴-權力視角探討企業(yè)如何通過并購等限制吸收戰(zhàn)略來降低外在環(huán)境不確定性[2]。PFEFFER[3]從不確定性邏輯出發(fā)論證組織間相互依賴導致并購，并利用美國投入產出表進行實證檢驗，被認為是資源依賴理論的奠基性成果之一[4]。進入20世紀80年代后，有關資源依賴理論本身創(chuàng)新的研究甚少，多數是理論應用[5]。直到CASCIARO等[6]延續(xù)不確定性邏輯，創(chuàng)新地將組織間相互依賴進一步分為共同依賴和權力不平衡，且認為共同依賴促進并購，權力不平衡抑制并購[7]。與此同時，GULATI等[8]則研究了相互依賴與組織績效的關系。同CASCIARO等[6]的研究類似，該學者也將相互依賴分為共同依賴與權力不平衡。但是，GULATI等[8]認為，共同依賴更適宜用嵌入邏輯進行分析。上述兩篇文獻對資源依賴理論本身作出了重要的理論創(chuàng)新，推動了該理論的應用和發(fā)展[9]。

將以上經典文獻進行整合時，會引發(fā)一個問題，即同時考慮不確定性邏輯和嵌入邏輯的情況下，共同依賴將如何影響并購？為此，本研究擬從動機-機會視角整合以上兩種邏輯，提出共同依賴與并購之間存在倒U形關系，從而對資源依賴理論進行深化。具體而言，當不確定性邏輯占主導地位，則并購動機增強，導致并購數量將隨著共同依賴的升高而增加；當嵌入邏輯占主導地位，則關系導向不斷擠占并購機會，導致并購數量隨著共同依賴的升高而降低。但是，很少研究對此進行詳細的理論解釋與實證檢驗。此外，鑒于本研究的主假設基于動機-機會視角提出，動機-機會-能力觀點認為，在組織的戰(zhàn)略選擇方面，組織的動機、機會和能力三者必須同時考慮，否則將不能對現(xiàn)象進行有效的解釋[10]。另外，現(xiàn)有文獻對資源依賴理論的邊界條件的探討不足。由此，根據動機-機會-能力視角[10,11]，本研究擬從資源依賴理論與組織學習理論分別提出權力不平衡與經驗學習指標[6,12]，用來衡量組織能力，進一步豐富資源依賴理論的邊界條件。此外，經驗學習無疑會幫助組織更好地應對環(huán)境不確定性；同時，積極促進關系導向，進而削弱并購動機與并購機會，因此，負向調節(jié)共同依賴與并購的倒U形關系。鑒于此，本研究在文獻[3，6，8]等經典研究的基礎上，借助世界投入產出數據與SDC的中國企業(yè)并購數據，針對上述關系進行檢驗。

2 理論基礎與研究假設

2.1 理論基礎

資源依賴理論被認為是識別并購前因變量的主要理論，并且強調了并購對外在環(huán)境不確定性的控制[9,13]。具體而言：組織雙方均依賴于對方提供的關鍵資源，從而受到限制并帶來不確定性；組織雙方都有很大的動機通過約束性吸收戰(zhàn)略來降低環(huán)境的不確定性[2,14]。由于并購能夠最大程度地降低資源交換的不確定性與偶然事件，受到很多數學者的青睞[6,13]。GULATI等[8]批評性地指出，傳統(tǒng)資源依賴理論側重不確定性邏輯，而忽略了嵌入邏輯。當共同依賴達到高水平時，雙方將進一步加深關鍵資源交換的數量與頻數，且快速啟動更強的關系導向，降低并購機會。

由此可知，基于動機-機會視角，在同時考慮不確定性邏輯和嵌入邏輯的情況下，共同依賴與并購存在非線性關系(見圖1)。然而，除了CHUNG等[15]和XIA[12]的研究，很少研究對此提出詳細理論解釋，并且也沒有相應的實證分析驗證這種可能性。但是，上述文獻均沒有從理論層面剖析和驗證倒U形關系的形成機制。此外，DREES等[16]發(fā)現(xiàn)，部分學者得出不顯著甚至是相反的研究結論，進一步為共同依賴與并購的倒U形關系提供可能性與研究必要性。

不可忽略的是，在上述動機-機會視角基礎上，動機-機會-能力視角[10,11]側重組織能力對動機-機會的調節(jié)作用，且更加全面、準確地揭露資源依賴理論的邊界條件。然而，較少文獻對資源依賴理論的邊界條件進行剖析[16]，或者僅關注經驗學習、權力不平衡對共同依賴與并購之間線性關系的調節(jié)作用[6,12]。為此，本研究基于資源依賴理論與組織學習理論，分別引入權力不平衡與經驗學習，依次闡述組織能力對以上倒U形關系的調節(jié)作用。

2.2 共同依賴與并購的倒U形關系

根據動機視角，并購動機隨著共同依賴水平的上升而不斷增強。當共同依賴為低水平時，資源交換雙方的交易頻次很低甚至沒有，且存在很多替代伙伴可供選擇。在不確定性邏輯下，如果一個組織對合作伙伴提出過多要求，那么合作伙伴可以通過快速識別能夠提供類似資源的替代伙伴來降低不確定性，則雙方具有較少的消除依賴關系的并購動機。當共同依賴為高水平時，組織間的資源交換對彼此生存至關重要，且存在更少的替代來源。在不確定性邏輯下，如果組織間不相互交換資源，那么它們將面臨更大的不確定性和更糟的交換條件。上述不確定性邏輯將導致漫長而不確定的討價還價過程，而這種不確定性對它們均意味著巨大的成本，從而增強并購動機。

根據機會視角，并購機會隨著共同依賴水平的上升而不斷弱化。當共同依賴為低水平時，在嵌入邏輯下，低水平共同依賴不能促進交易雙方形成嵌入式社會關系結構，也就沒有維持當前依賴關系的傾向性，進而意味著較多的消除依賴關系的并購機會[8]。當共同依賴為高水平時，在嵌入邏輯下，關系導向導致每個參與者高度關注對方的反應和態(tài)度；有效降低操作摩擦與避免不必要的交易成本；促進關系中的情感承諾以及采用長期導向的、有效的沖突解決方案；提升組織間的凝聚力，促使社會團結和合作得以延續(xù)；增強依賴關系的價值創(chuàng)造潛力等[17]。以上嵌入邏輯往往導致“關系治理”的出現(xiàn)，進一步加強共生依賴導向，從而減少并購機會。

鑒于此，本研究認為當共同依賴為中等水平時，組織擁有比低水平共同依賴更多的并購動機，且同時存在比高水平共同依賴更多的并購機會，導致并購可能性最高。由此，提出以下假設：

假設1共同依賴對并購存在倒U形關系。

2.3 權力不平衡的調節(jié)作用

一方面，共同依賴象征著彼此間的內聚力，降低對不確定性和機會主義的防范；另一方面，權力優(yōu)勢會迫使對方遵循自己的意愿，創(chuàng)造不公平的資源交換條件[18]。由此可推斷，權力不平衡能夠很好地衡量資源交換關系中彼此的組織能力，且這種組織能力通常能夠被明顯地觀察到?；趧訖C-機會-能力視角[10,11]，權力不平衡將實現(xiàn)對共同依賴與并購的倒U形關系的調節(jié)作用。

基于動機視角，對于權力優(yōu)勢方而言，企業(yè)處于資源交換談判的有利地位，不愿意達成限制吸收戰(zhàn)略來消除自身的權力優(yōu)勢。一方面，權力優(yōu)勢方促使自己奪取更大價值份額[19]；另一方面，權力優(yōu)勢方的并購行為將遭受喪失討價還價能力與產生高額管理成本[6]的負面結果。由此可知，不管共同依賴處于什么水平，其不確定性邏輯都將隨著權力優(yōu)勢的加強而逐步喪失主導作用，導致并購動機較少。對于權力劣勢方而言，企業(yè)擁有較少的自由裁量權，更容易被權力優(yōu)勢方的價值占用行為所影響，更愿意達成限制吸收戰(zhàn)略來提升自身的自治權與地位、抑制壓迫價格等機會主義行為、消除攫取價值與不公平價值分配等。由此可知，不管共同依賴處于什么水平，其不確定性邏輯都將隨著權力劣勢的增強而逐漸強化主導作用，導致并購動機較多。

從機會視角而言，當企業(yè)擁有權力優(yōu)勢時，以共同依賴為特征的采購關系將相對受到嵌入邏輯的支配。特別是，當處于高水平共同依賴情況下，交易雙方更傾向于以積極而非負面的方式看待其合作伙伴行為的模糊性。為了繼續(xù)保持這種創(chuàng)造潛在共同利益的高水平共同依賴，權力優(yōu)勢企業(yè)甘愿放棄自身利益[17]，導致并購機會較少。當企業(yè)擁有權力劣勢時，其嵌入邏輯將隨著權力劣勢的提升而逐漸弱化，導致并購機會較多。由于權力劣勢方經常受到權力優(yōu)勢方的價值壓榨，導致權力劣勢方不僅偏向于以消極方式解釋其合作伙伴行為的模糊性，且增加溝通與談判沖突、交易成本等，均不利于維持當前依賴關系，從而提升旨在消除依賴關系的并購機會[17]。鑒于此，與權力優(yōu)勢方相比，權力劣勢方的并購動機與并購機會均較多，兩者共同導致權力劣勢方的并購可能性較高。由此，提出以下假設：

假設2權力不平衡負向調節(jié)共同依賴與并購的倒U形關系。

2.4 經驗學習的調節(jié)作用

組織學習理論指出，企業(yè)通過從過去的決策中提煉、吸收有益的經驗知識，能夠增強企業(yè)核心競爭力，不斷積累、豐富組織智慧[20]。現(xiàn)有研究表明，企業(yè)通常會依賴先前的并購經驗來尋求與制定未來的并購決策?；趧訖C-機會-能力視角[10,11]，經驗學習通過影響動機-機會機制，從而實現(xiàn)對共同依賴與并購的倒U形關系的調節(jié)作用。

從動機視角出發(fā)，當企業(yè)擁有高經驗學習時，這種組織學習能力給企業(yè)提供了判斷企業(yè)行為功效的標準，促使企業(yè)能夠更好地預測與企業(yè)相關的外來威脅和風險。這表明高經驗學習能夠削弱共同依賴帶給企業(yè)的不確定性認知，即降低并購動機。當企業(yè)擁有低經驗學習時，意味著企業(yè)先前沒有或很少參與過并購戰(zhàn)略等重大決策，導致企業(yè)不具備相關的技能、經驗知識，以及物質資源來適應特殊形勢[21]。另外，由于企業(yè)受約束于先前的戰(zhàn)略決策以及后續(xù)的歷史發(fā)展，低經驗學習企業(yè)并不能夠有效地判斷與企業(yè)相關的國內、國際市場環(huán)境風險。以上論述說明低經驗學習進一步增強企業(yè)對互賴關系的不確定性感知，即提升并購動機。

從機會視角來看，對高經驗學習企業(yè)而言，通常能夠與合作對象有效形成高水平的熟悉性、相似性以及信任等，意味著嵌入邏輯較顯著，將替代或擠占限制性吸收戰(zhàn)略，進而減少并購機會[22]。對低經驗學習企業(yè)而言，過去的經驗很可能傳遞專業(yè)的、特殊的技能和能力給被并購方的企業(yè)。然而，低經驗學習企業(yè)將不再享受此優(yōu)勢。鑒于此，與高經驗學習企業(yè)相比，低經驗學習企業(yè)的并購動機與并購機會均較多，兩者共同導致低經驗學習企業(yè)的并購可能性較高。由此，基于經驗學習的角度，提出以下假設：

假設3經驗學習負向調節(jié)共同依賴與并購的倒U形關系。

3 變量、數據與模型構建

3.1 樣本選擇

本研究選取的研究對象為SDC數據庫中的中國國內、跨國并購事件，其中1982～2016年期間共發(fā)生39 365起企業(yè)并購事件。由于目前WIOD數據庫提供的世界投產出表更新到2014年[23]；同時，本研究將并購數據滯后一期減弱內生性問題，因此，本研究數據分析區(qū)間為2000～2015年。具體而言，中國i產業(yè)(i=1,2,…,56)對某國或地區(qū)(如中國、美國等)j產業(yè)(j=1,2,…,56)完成23 935次企業(yè)并購事件，占數據庫相應年份的企業(yè)并購事件總數38 393的比例為62%，說明本研究篩選的數據具有代表性。為了實現(xiàn)本研究的目的，聚類匯總為6 181個行業(yè)樣本。其中，國內并購研究共有5 178個行業(yè)樣本，包含22 569次國內企業(yè)并購事件；跨國并購研究共有1 003個行業(yè)樣本，包含1 366次跨國企業(yè)并購事件。另外，通過篩選控制變量的缺失值，導致參與模型回歸的整體行業(yè)樣本數量為5 384個。

3.2 變量與數據

(1)被解釋變量包括每年中國i產業(yè)(i=1,2,…,56)對特定國家或地區(qū)(如中國、美國等)j產業(yè)(j=1,2,…,56)完成的并購數量(Ma)。該指標充分考慮到了時間、國家以及產業(yè)的異質性，為計數數據，具體包括總體、國內與跨國并購，來源于SDC數據庫。

(2)主要解釋變量包括共同依賴(M)、權力不平衡(P)與經驗學習(E)。根據XIA等[24]研究的作法，本研究采用了基于網絡的測量方法。即由集中度指數加權的中間品貿易比例，涵蓋既定投入產品或者產出產品對于一個企業(yè)的重要性以及被相對較少企業(yè)控制的稀缺程度，該方法目前被多數相關文獻支持和采用。

本研究將TDuvij定義為u國家的i產業(yè)對v國家的j產業(yè)的依賴：

(1)

式中，Puvij定義為u國家的i產業(yè)從v國家的j產業(yè)進口占u國家的i產業(yè)總進口比重；Suvij定義為u國家的i產業(yè)對v國家的j產業(yè)出口占u國家的i產業(yè)總出口的比重；Cpj定義為v國家的j產業(yè)向u國家所有產業(yè)的進口比例的平方和；Csj定義為v國家的j產業(yè)向u國家所有產業(yè)的出口比例的平方和：

(2)

(3)

類似地，TDuvji定義為u國家的j產業(yè)對v國家的i產業(yè)的依賴：

(4)

最后，本研究將Muvij定義為u國家的i產業(yè)對v國家的j產業(yè)的共同依賴：

Muvij=TDuvij+TDuvji。

(5)

由此可知，M描述的是相互依賴的總和，傾向于資源交換的凝聚。然而，P描述的是相互間依賴的差值，包括資源交換的權力優(yōu)勢和權力劣勢。借鑒CASCIARO等[6]的研究，本研究將P定義為

Puvij=TDuvji-TDuvij。

(6)

最后，由于經驗學習指的是在焦點并購事件之前的5年時間內，中國某一產業(yè)在東道國某一產業(yè)完成的并購數目?；诮M織學習理論的主要觀點，并購的相關技能與知識能夠從一個并購案例傳遞到另一個并購交易，具體包括選擇與定位并購目標、管理復雜制度環(huán)境、談判以及整合企業(yè)資源等[25]。

(3)控制變量按照已有研究的作法，本研究引入一系列的控制變量來排除其他的可能性解釋。本研究包含了國家層面的隨時間變化的控制變量：①制度環(huán)境。當一個經濟體是發(fā)達國家時，制度環(huán)境變量為1；否則，制度環(huán)境變量為0。由于中國的制度變量在樣本區(qū)間為0，因此，僅在跨國并購的回歸模型中包含制度虛擬變量。②全球治理指標。本研究采用共因子分析，對全球治理指標的6個子指標提取共因子。③國家依賴效應，測量方法與共同依賴一致。經典的資源依賴理論主要關注國內依賴的控制對并購的驅動影響。然而，XIA[26]指出，跨國并購研究中存在國家依賴效應，因此，本研究還包含產業(yè)層面的隨時間變化的控制變量。④勞動報酬和資本報酬，分別衡量勞動力與資本兩個基本投入要素的價格。⑤總產量，測量產業(yè)規(guī)模。即產業(yè)規(guī)模越大，規(guī)模效應越顯著，從而產業(yè)的并購動機較小。此外，產業(yè)并購后的潛在整合成本與管理成本隨著產業(yè)規(guī)模的擴大而上升。⑥資本存量，測量產業(yè)的資本總量。⑦增加值創(chuàng)造能力，衡量的是各產業(yè)參與國內分工或國際分工中所創(chuàng)造的價值，影響產品生產過程中的利益分配、分工地位以及話語權，是各國產業(yè)參與競爭的主要能力體現(xiàn)與主要追求目標。⑧稅收補貼，表示政府對特定產業(yè)的支持力度，能夠為產業(yè)并購提供一定的政策、稅收支持等，進而促進并購。⑨交通運輸，表示資源交換的運輸成本。最后，本研究控制年份固定效應，來處理時間趨勢對并購決策的影響；還控制了行業(yè)固定效應，來消除產業(yè)差異對回歸結果穩(wěn)健性的影響。

3.3 模型構建

據統(tǒng)計，樣本區(qū)間內中國各產業(yè)并購的最小值為1，最大值為210。由此可知，整體樣本分布并不均勻，而是過度分散。與泊松回歸相比，負二項回歸模型能夠有效解決過度分散問題，且對估計量的VCE的默認估計非常接近聚類穩(wěn)健估計，有助于提高估計的有效性。此外，鑒于縱向面板數據包含跨年的重復樣本，本研究還需要處理獨立性假設問題與無法觀察的異方差問題，也即共同行為偏誤[13]。

以上偏誤會導致對真實標準誤的低估，進而影響顯著性檢驗與相關的參數估計。由此，本研究采用隨機效應的穩(wěn)健標準誤的負二項回歸模型來增強估計的有效性。此外，本研究還借鑒XIA等[24]的研究中提出的中心化的作法，將模型設定為如下：

Ma=β1D+β2Wg+β3L+β4C+β5O+β6Cs+β7V+

β8Ta+β9Tr+β10Wm+β11P+β12M+β13M×M+

β14Year+β15Industry+μit，

(7)

式中，被解釋變量Ma為并購數量；解釋變量M與M×M分別表示共同依賴及其平方項；調節(jié)變量P和E分別表示權力不平衡和經驗學習；控制變量D表示制度環(huán)境、Wg表示全球治理指標、L表示勞動報酬、C表示資本報酬、O表示總產量、Cs表示資本存量、V表示增加值創(chuàng)造能力、Ta表示稅收補貼、Tr表示交通運輸、Wm表示國家依賴；Year與Industry依次表示年份與行業(yè)的固定效應；μit為誤差項；β1～β15均為變量估計系數。如果β12顯著為正，并且β13顯著為負，則說明共同依賴與并購存在顯著的倒U形關系，從而深化資源依賴理論。

4 數據分析

4.1 描述性統(tǒng)計與特征事實

描述性統(tǒng)計，主要有最大值、最小值、均值、標準差(見表1)。由表1可知，相關系數矩陣中的系數方向與預期保持一致，有待進一步通過準確的回歸分析來進行實證檢驗。相關研究指出，如果變量間的相關系數高于0.8，則表明回歸模型存在多重共線性問題[27]。由相關結果還可知，除了共同依賴(M)與共同依賴的平方項(M×M)的相關系數(0.94)大于0.8，其他變量間的相關系數均低于0.8。方差膨脹因子檢驗(VIF)為3.42，大于2且小于10，說明回歸模型不存在嚴重的多重共線性問題。此外，本研究借鑒CUI等[28]的作法，計算了條件數，并且條件數等于9.18，遠遠低于門檻值30，通過了多重共線診斷檢驗。本研究還進行了異方差檢驗，White’s test chi2(89)=162.27，表示存在顯著的異方差問題。為此，本研究采用穩(wěn)健標準誤來降低異方差帶來的偏誤。

表1 描述性統(tǒng)計(N=5 384)

共同依賴與并購的關系見圖2。圖2中，由圖2(a)可知，總體上共同依賴與中國整體并購間存在顯著的倒U形關系；由圖2(b)可知，共同依賴與中國國內并購間也存在顯著的倒U形關系；由圖2(c)可知，共同依賴與中國跨國并購間存在顯著的線性關系。通過比較圖2的總體并購、國內與跨國并購可以推斷，總體并購的倒U形曲線由國內并購的倒U形曲線決定，并且國內并購與跨國并購存在較顯著的差異，這與理論預期不一致。由此，本研究有必要進一步驗證和探討國內、跨國并購對互賴關系反應不一致的主要原因。

圖2 共同依賴與并購的關系

4.2 基準回歸結果

本研究中，相關基準回歸結果見表2。表2的第(1)列、第(3)列與第(5)列包括了控制變量與共同依賴的一次項；第(2)列、第(4)列與第(6)列為本研究主要的創(chuàng)新點，增加了共同依賴的二次項。首先，對總體并購而言，由第(1)列可知，共同依賴的系數顯著為正(β=4.731 9，p<1%)，正向、線性促進總體并購，與已有的資源依賴理論結論保持一致。但由第(2)列可知，雖然共同依賴的一次項顯著為正(β=11.245 6，p<1%)，但其平方項的系數顯著為負(β=-9.510 2，p<1%)，對總體并購存在非單調效應，打破原有結論。其次，針對國內并購而言，由第(3)列與第(4)列可知，其回歸結果與總體并購保持一致(β=24.300 0，p<1%；β=-30.419 4，p<1%)；針對跨國并購而言，由第(5)列與第(6)列的回歸結果(β=0.45，p<1%)可知，假設1得到部分支持。

表2 基準回歸結果

為確定倒U形關系的確存在，而非偽倒U形曲線或者倒U形曲線的左邊(右邊)，本研究采用HAANS等[29]提出的檢驗倒U形關系的3個步驟。限于篇幅，本研究僅對國內并購的倒U形曲線進行檢驗：①共同依賴M的平方項M×M的系數顯著為負。②在變量范圍內斜率的兩端取值分別為正與負(0.004與-0.208)。③倒U形曲線的c_M的拐點為0.61，處于c_M的最大值(0)與最小值(1.400)之間。以上3個步驟均滿足標準倒U形關系的實證分析要求，再次確認共同依賴與國內并購存在倒U形關系。此外，本研究還采取了HAANS等[29]的建議，通過增加立方項來排除S型曲線的可能性，并且同時考慮了極值問題。

通過比較對數似然值發(fā)現(xiàn)，共同依賴的平方項均增加了總體與國內并購的似然值，其變化分別為120.35與225.24；然而，跨國并購的似然值基本保持不變，其變化為0.11。進一步說明，共同依賴的非單調性在總體并購與國內并購研究中具有顯著性，并提升模型擬合優(yōu)度；但是，其在跨國并購研究中不具有顯著性。此外，通過比較總體與國內并購可知，國內并購研究中共同依賴平方項的系數絕對值(30.419 4)遠大于總體并購研究中相同變量的系數絕對值(9.510 2)?？偠灾?，相對總體并購而言，國內并購的倒U形曲線更加陡峭；同時，跨國并購的線性關系使總體并購的倒U形曲線更加平坦。

對于國內并購而言：從動機視角來看，由于企業(yè)不可能完全掌握與控制實現(xiàn)經營活動或從經營活動中獲得所需結果的所有關鍵資源，因此，企業(yè)需要從國內其他企業(yè)或機構獲取必要資源。然而，企業(yè)對交易伙伴的持續(xù)性資源需求將形成組織間相互依賴，給企業(yè)行為帶來不確定性和約束。以上限制條件影響和削弱了企業(yè)自主權，進而強化企業(yè)的并購動機。從機會視角來看，企業(yè)不僅更加容易獲得國內合作伙伴的財務指標、經營績效、管理模式等信息，有助于達成利益共識、資源承諾等；而且更加傾向與國內合作伙伴構建非正式社會關系網絡，促使情感升級、凝聚力增強等；還會受到相同的政策、文化、習慣、地理區(qū)域等影響。以上3個方面原因共同說明國內高水平共同依賴更容易形成嵌入式關系結構，從而產生積極有效的道德和社會關系控制，最終導致并購機會減少。由此，整合上述動機與機會視角可推斷，高水平共同依賴情況下，企業(yè)存在較高的并購動機，但是并購機會不足；或者低水平共同依賴情況下，企業(yè)存在較高的并購機會，但是并購動機不足。為此，共同依賴與國內并購存在顯著的倒U形關系，與本研究的理論假設相符合。

對于跨國并購的動機視角而言，國際環(huán)境中組織間依賴關系更加復雜，這無疑提升共同依賴中的不確定性與約束。換言之，在國際環(huán)境下，如果國內企業(yè)更依賴于其海外資源交換伙伴，那么由此產生的對合作伙伴的凈積極依賴將被視為合作伙伴權力的來源。類似地，如果國內企業(yè)的凈依賴是消極的，那么就會處于相對權力的位置。正是在這種不對稱依賴的情況下，由此產生的權力差異使得價值侵占、不公平分配等機會主義行為更有可能發(fā)生。此外，在當前國際環(huán)境下，不僅全球化、生產分割等產業(yè)沖擊因素影響并購決策，且并購后融合難度也較大。以上原因均產生不確定性與約束，進而增強并購動機。除了作為主要的限制吸收戰(zhàn)略，并購還能夠滿足國際環(huán)境對國內企業(yè)的市場合法性要求。從機會視角來看，中國企業(yè)受政府影響，主要為所有權控制與產業(yè)政策導向。隨著中國經濟的迅速崛起，投向海外尋求資源交換成為政府的主要激勵，并非常樂見中國的企業(yè)真正成長為國際企業(yè)。通過并購吸收國際市場的先進科學技術、管理經驗以及分銷網絡等，一直被認為是增強中國企業(yè)國際競爭力的主要戰(zhàn)略措施，因此，很多中國企業(yè)提出了“走出去戰(zhàn)略”。為了推進企業(yè)的“走出去戰(zhàn)略”，政府通過增加值稅以及有利的融資條件支持中國企業(yè)的跨國并購。由此，作為“政府代表”，中國企業(yè)跨國并購活動將受到公共關注與當地政府監(jiān)管。以上原因均表明，中國企業(yè)較難與海外合作伙伴形成積極的嵌入式關系結構，這不利于資源承諾、情感升級、凝聚力提升等，且機會主義行為不受道德和社會關系控制，導致關系導向對依賴問題的管理效率降低，從而間接提升并購機會。整合上述動機與機會視角可推斷，國際環(huán)境下共同依賴主要體現(xiàn)為不確定性與約束，而嵌入式關系治理比較薄弱，從而導致共同依賴與跨國并購存在顯著的正向、線性關系。

4.3 穩(wěn)健性檢驗

在原有模型的基礎上，對樣本和變量進行了如下處理：①刪除年份與行業(yè)的固定效應；②傳統(tǒng)方法將個體變量“聚焦”形成組群變量，僅在聚類水平上進行分析，或者忽略組群差異，因此，本研究重新采用多層次模型；③本研究對所有樣本的Ma值與固定值0.1求和，并且取對數；④為了考慮動態(tài)變化，本研究將主要解釋變量均滯后一期進行回歸；⑤為了驗證經濟結構變動問題，本研究采用共同依賴的3年均值作為主要解釋變量，依次得到表3中的第(1)～第(5)列。除了以上5個方面的穩(wěn)健分析，本研究還考慮到產業(yè)內并購與產業(yè)間并購的不同特點，刪除產業(yè)內并購后單獨進行回歸分析，得到的結果仍然保持一致。此外，聚類分析可以有效消除共同行為偏誤，本研究將聚類穩(wěn)健標準誤取代穩(wěn)健標準誤重新回歸，回歸分析結果幾乎不變。

表3 穩(wěn)健性回歸結果

表4 權力不平衡與經驗學習的調節(jié)作用

5 倒U形關系的邊界條件

權力不平衡與經驗學習的調節(jié)作用見表4。表4中的模型4～模型6分別驗證權力不平衡、經驗學習以及兩者對國內并購倒U形關系的調節(jié)作用。對于模型4國內并購的權力不平衡來講，共同依賴與權力不平衡的一次交互項M×P與二次交互項M×M×P均顯著。其中，一次交互項M×P顯著為正(β=501.010 4，p<1%)，二次交互項M×M×P顯著為負(β=-2 677.752 0，p<5%)。一般而言，對于倒U形曲線，當二次項的交互項系數方向與二次項的系數相一致時，則倒U形曲線更加陡峭；當二次項的交互項系數方向與二次項的系數相反時，則倒U形曲線更加平坦。由此，推斷，權力不平衡將導致倒U形結構既發(fā)生拐點的變化；同時，變得更加陡峭。但是，權力不平衡對倒U形曲線的拐點與斜率的影響將如何共同調節(jié)倒U形曲線？正向還是負向？對于非線性模型(如，負二項式回歸模型)不能夠簡單根據二次交互項系數的顯著性來判定倒U形曲線的變化[29]。圖形的展示允許判定，在不同水平的權力不平衡下，共同依賴與并購的倒U形關系究竟如何變化？是否權力不平衡的確負向調節(jié)了共同依賴與并購的倒U形關系？需要進一步分析。

借鑒文獻[30]的作法，為了更好地展示權力不平衡的調節(jié)作用，本研究通過在權力不平衡的均值水平上減少與增加一個單位的標準差，定義了低、高權力不平衡。此外，在以上兩種條件下，繪制共同依賴與國內并購之間的關系(見圖3)。由圖3可知，在低水平、高水平的權力不平衡條件下，共同依賴與國內并購依舊保持倒U形曲線，進一步支持了假設1。此外，隨著共同依賴的提升，當權力不平衡處于低值時，國內并購的數量最高(實線)；當權力不平衡處于高值時，國內并購的數量最少(短虛線)。以上變化驗證權力不平衡負向調節(jié)倒U形關系，因此，假設2得到部分支持。進一步，在權力不平衡的調節(jié)機制下，共同依賴與國內并購的倒U形曲線發(fā)生了顯著的拐點變化，并且變得更加陡峭，與實證結果保持一致。

針對表4中的模型5(權力不平衡與經驗學習)，本研究采用了與模型4(權力不平衡)相似的分析方法。表4中，由模型5可知，共同依賴與經驗學習的一次交互項M×E與二次交互項M×M×E均顯著。其中，一次交互項M×E顯著為負(β=-0.149 0，p<1%)，二次交互項M×M×E顯著為正(β=0.193 6，p<1%)。由此可推斷，經驗學習將改變倒U形結構的拐點，并且變得更加平坦。同樣地，本研究通過繪制圖形來判定，經驗學習對倒U形曲線的拐點與斜率的變化將如何共同調節(jié)倒U形曲線，即是正向還是負向。本研究通過在經驗學習的均值水平上減少與增加一個單位的標準差，定義了低、高經驗學習；同時，依次繪制共同依賴與國內并購之間的關系(見圖4)。由圖4可知，共同依賴與國內并購繼續(xù)保持倒U形關系，進一步部分支持了假設1。值得注意的是，隨著共同依賴的上升，當經驗學習為低值時，國內并購的數量最高(實線)；當經驗學習為高值時，國內并購的數量最少(短虛線)。以上趨勢加深理解經驗學習對共同依賴與國內并購之間倒U形曲線的負向調節(jié)作用。由此，假設3得到部分支持。值得注意的是，在經驗學習的調節(jié)機制下，共同依賴與國內并購的倒U形曲線發(fā)生了顯著地拐點變化，且變得更加平坦，與實證分析結果也保持一致。

圖5 權力不平衡與經驗學習的綜合作用

類似地，為了更好地判斷經驗學習與權力不平衡對倒U形曲線的拐點與斜率的變化，如何共同導致倒U形關系發(fā)生改變，本研究同時在權力不平衡與經驗學習的均值水平上減少與增加一個單位的標準差，分別定義了低、高權力不平衡與低、高經驗學習，共同構成低權力不平衡-低經驗學習、低權力不平衡-高經驗學習、高權力不平衡-低經驗學習、高權力不平衡-高經驗學習4種情況?；诒?中模型6(權力不平衡與經驗學習)的回歸結果見圖5。由圖5可知，共同依賴與國內并購依舊保持倒U形關系，這進一步增強假設1的穩(wěn)健性。值得注意的是，當權力不平衡為低值時(實線)，低經驗學習情況下的國內并購數量(細實線)最高。當權力不平衡為高值時(虛線)，低經驗學習情況下的國內并購數量(細虛線)最高；由此可知，經驗學習負向調節(jié)共同依賴與國內并購的倒U形關系，與表4中模型5的結論一致。同樣的情況也適用于權力不平衡，即權力不平衡負向調節(jié)共同依賴與國內并購的倒U形關系，與模型4的結論一致。更重要的是，通過比較低權力不平衡-低經驗學習曲線(細實線，最高)與高權力不平衡-高經驗學習曲線(粗虛線，最低)，可明顯地觀察到權力不平衡與經驗學習兩者將進一步強化彼此的負向調節(jié)作用。

6 結論與政策建議

6.1 研究結論

本研究的結果表明，共同依賴與國內并購存在顯著的倒U形關系，并且該倒U形關系依賴于權力不平衡與經驗學習的高低；共同依賴與跨國并購存在顯著的線性關系。同樣地，本研究結果也適用于其他類型的限制吸收戰(zhàn)略(如合資、聯(lián)盟等)，為未來相關研究提供了研究方向。

本研究的理論貢獻主要在于：①資源依賴理論產生于西方，能否適用于中國等新興經濟體的并購實踐尚未可知[30]。本研究的結論則為資源依賴理論同時解釋中國國內、跨國并購提供數據支持。②通過整合不確定性邏輯與嵌入邏輯來深化資源依賴理論，并利用動機-機會視角來剖析和驗證共同依賴對并購的倒U形效應。③基于動機-機會-能力視角，分別引入權力不平衡與經驗學習，進一步闡釋組織能力對上述倒U形關系的負向調節(jié)作用，從而拓展資源依賴理論的邊界條件。④在新數據、新情境和新領域中進一步檢驗了資源依賴理論。

本研究的管理啟示主要在于：①企業(yè)可以通過國內并購來管理和吸收互賴關系，從而降低不確定性和提高自治水平。但是，企業(yè)并不能夠一味倚重于并購，需要根據依賴水平和依賴不對稱情況調整、甚至改變并購策略。值得注意的是，中國一些產業(yè)和企業(yè)已經進入高水平共同依賴，此時借助國內并購策略來減少不確定性的效果有限，更應該積極尋求社會關系嵌入、提高關系質量與促進共生依賴導向等來管理互賴問題。②鑒于國際情境下共同依賴水平較低，跨國并購可以作為依賴管理的有效戰(zhàn)略，來消除資源交換關系的潛在不確定性與不公平待遇，以及提升合法性，具體包括橫向并購、縱向并購和多樣化策略。其中，并購地理多樣化不僅可以直接地降低國內企業(yè)對特定國家特定產業(yè)的依賴程度及其約束，還能夠通過提供更加豐富的異質性知識、資源等，間接地降低對新合作伙伴的資源依賴程度。③無論是在國內市場還是國際市場，權力不平衡都不利于并購，因此，積極在國內與國際市場營造對稱的資源交換關系，既有助于實現(xiàn)公平的價值分配與關系治理，又有助于減少貿易摩擦與沖突，最終達成共贏的、和諧的互賴關系。此外，中國企業(yè)參與跨國并購起步較晚，其并購經驗明顯不足。為此，中國企業(yè)可以采取適度的、有節(jié)奏的跨國并購進入戰(zhàn)略。

7 研究局限與展望

本研究也存在一定的局限性：①以中國各行業(yè)為研究單位，只考慮了行業(yè)的差異性。未來相關研究可進一步以企業(yè)為研究單位，并考慮不同的企業(yè)特征(如企業(yè)所有權與企業(yè)負債率等)開展深入探索。②從動機與機會視角探討了共同依賴與并購的倒U形關系的形成機制。但是，由于測量相關指標的困難性，并沒有實證檢驗上述兩個機制。后續(xù)研究可以嘗試構建合適指標來分別測度源于共同依賴的機會與動機函數。③基于資源依賴理論，主要分析了共同依賴對并購決策的影響。后續(xù)研究可繼續(xù)探索共同依賴對并購績效、并購終止等是否也存在倒U形關系。