陳 航 李東紅 陳 東

一、引言

中國企業(yè)“走出去”被視為21世紀國家的重要戰(zhàn)略之一。通過“走出去”，中國企業(yè)能獲得更廣闊的市場與知識，有助于其在整個國際分工體系中占據(jù)有利地位。對外直接投資(Outward Foreign Direct Investment)是中國企業(yè)走出去的重要方式，近年來出現(xiàn)了大幅增長：從2009年的480億美元躍至2018年的1298.3億美元(UNCTAD，2010，2019)。對外直接投資的方式較為多元，包括綠地投資、設立合資企業(yè)以及跨境并購。作為獲取技術、市場和其他戰(zhàn)略資產(chǎn)重要方式的跨境并購，受到中國企業(yè)的廣泛青睞。2018年，中國企業(yè)跨境并購金額高達941億美元(PwC，2019)，占對外直接投資額的72.5%，是企業(yè)對外投資的關鍵方式。

現(xiàn)有關于跨境并購中所有權影響的研究主要關注國有資本直接參與跨境并購對并購完成的影響(Chen et al.，2018；Cui and Jiang，2012；Li et al.，2019；Li et al.，2017；Meyer and Thein，2014)。國有資本直接參與跨境并購指的是國有制企業(yè)作為并購發(fā)起方對境外的企業(yè)發(fā)起收購。直接參與跨境并購的方式通常會遭遇來自東道國的制度壓力，成功率較低。Li et al.(2019)的研究指出國有制企業(yè)由于具有不透明性(Opaqueness)，在東道國并購時會遭遇更大的合法性挑戰(zhàn)(Legitimacy challenge)，不利于完成跨境并購。Li et al.(2017)的研究也指出由于東道國對來自外國的國有制企業(yè)的合法性擔憂更大，因此國有制企業(yè)直接參與跨境并購完成的可能性較低。鮮有研究關注非國有制企業(yè)發(fā)起的跨國并購。事實上，非國有制企業(yè)作為并購發(fā)起方所經(jīng)歷的挑戰(zhàn)與機遇不同于國有制企業(yè)：一方面，非國有制企業(yè)在跨境并購時遭遇的來自東道國的合法性挑戰(zhàn)較小，更容易被東道國利益相關方接受(Meyer and Thein，2014)，具有制度優(yōu)勢。另一方面，非國有制企業(yè)存在著資源的劣勢(Brandt et al.，2003；祝繼高、陸正飛，2012)，更難獲得跨境并購時所需的大量資源，而國有制企業(yè)在中國獲取資源相對更加容易。

非國有制企業(yè)的經(jīng)營面臨著較多資源約束，為此不少非國有制企業(yè)通過各種方式彌補這一問題，如尋求政治關聯(lián)(張敏等，2010)和產(chǎn)業(yè)政策的支持(張嬈等，2019)等。借助于國有主體的力量是中國非國有制企業(yè)尋求發(fā)展的重要渠道(宋增基等，2014)。同理，在面對資源投入巨大的跨境并購情形下，非國有制企業(yè)如何借力國有資本的幫助完成跨境并購，是一個橫亙于非國有制企業(yè)海外擴張的現(xiàn)實問題。本文提出當發(fā)起并購的非國有制企業(yè)引入國有制股東時(即國有資本間接參與跨境并購)能夠有效解決這一難題。本研究重點回答以下幾個問題：國有資本的參股對于非國有制企業(yè)在跨境并購時具體有何影響？其中的機制是怎樣？在何種情形下，國有資本間接參與跨國并購也會像直接參與一樣遭遇猜疑與合法性挑戰(zhàn)？

本文整合了資源基礎觀與制度理論，提出當發(fā)起跨境并購的非國有制企業(yè)引入國有資本的參股，能夠獲得更多優(yōu)質資源(Luo et al.，2010)，將有助于其跨境并購的完成。但本文也發(fā)現(xiàn)在某些特定情形下，跨境并購合法性門檻會提高。此時，國有資本參股的非國有制企業(yè)仍然會像國有資本直接參與并購時一樣，面臨著東道國利益相關方的懷疑與制度壓力，完成并購的可能性從而降低。例如2017年，中國的一家民營私募基金公司Canyon Bridge在推進并購美國Lattice半導體公司時，被美國時任總統(tǒng)特朗普和外國投資委員會(CFIUS)以國家安全為由終止，主要原因就是在對并購方背景審查時發(fā)現(xiàn)Canyon Bridge的股東之一是中國的國企“中國風險投資基金公司”(Reuters，2017)。由此可見，在特定情形下國有資本在東道國的制度劣勢會更加突出，最終導致跨國并購難以完成。

本研究的理論貢獻主要體現(xiàn)在：(1)現(xiàn)有關于跨境并購所有權影響的研究主要關注國有制企業(yè)直接參與跨境并購(如Li et al.，2019；Li et al.，2017)，這類研究聚焦在國有資本在海外所遇到的阻礙，但是都普遍忽略了國有資本帶來的資源優(yōu)勢。之所以會存在這種情形，主要是因為制度壓力所帶來的不利影響往往掩蓋了資源對跨境并購的幫助。而本文關注的國有資本通過參股非國有制企業(yè)的方式將國有資本的資源優(yōu)勢凸顯出來，從而拓展了已有關于國有資本跨境并購的研究。(2)綜合了制度理論與資源基礎觀，本文提出在跨境并購時，在國有資本入股的非國有制企業(yè)中國有制成分滿足并購的資源需要，非國有制成分則滿足東道國合法性需要。而現(xiàn)有關于混合所有制企業(yè)的研究大多關注在國內(nèi)經(jīng)營時的優(yōu)勢，認為國有制成分滿足國內(nèi)合法性需要，非國有制滿足效率需要(如Ahlstrom et al.，2008；Bruton et al.，2015；Zhou，2017)?；旌纤兄圃趪鴥?nèi)和國外的區(qū)別作用是現(xiàn)有研究沒有觀察到的。本文將國有資本參股非國有制企業(yè)形成的混合所有制形式引入跨境并購研究中，發(fā)現(xiàn)了國內(nèi)與國外的區(qū)別，延展了混合所有制的研究脈絡。(3)本文拓展了跨國并購研究中關于“合法性劣勢”的討論，指出跨境并購過程中的“合法性劣勢”可以通過國有資本間接參與的方式獲得緩解，但是在特定情形下仍然可能會被“追根溯源”。

二、理論與研究假設

企業(yè)完成跨境并購交易主要由兩個環(huán)節(jié)所決定：一是充足的資源(Schweizer et al.，2017)，二是符合東道國對合法性的要求(Zaheer，1995)。只有同時滿足上述兩個環(huán)節(jié)的要求，跨境并購才更有可能完成。如果并購方僅達到資源門檻，但并不符合東道國的制度合法性，往往會因為招致東道國監(jiān)管機構的猜疑，造成嚴重的“合法性劣勢”而難以完成并購(Li et al.，2019；Li et al.，2017)。同樣，跨境并購活動中資源也不可或缺，因為跨境并購往往伴隨著高成本。這些成本主要來自于尋找合適的并購目標、雇傭財務顧問和法律顧問以及揭露必要的保密信息等活動(Officer，2003)。如果僅滿足東道國的制度合法性，但沒有足夠的資源支撐以上跨境并購所需的高額成本，并購也很難繼續(xù)。

制度理論強調外部的制度環(huán)境對于企業(yè)具有約束作用(DiMaggio and Powell，1983)，企業(yè)需要滿足制度環(huán)境中的合法性要求才能夠生存。合法性指的是在由規(guī)范、價值觀、信念等組成的社會體系內(nèi)，人們對于特定行為或者形式感到恰當、合適以及理所應當(Suchman，1995)。缺少合法性的主體很難在當?shù)亻_展商業(yè)活動(Ahlstrom et al.，2008)，尤其對需要監(jiān)管機構和被并購企業(yè)同意才能完成的跨境并購活動更是如此(Meyer and Thein，2014)。國有制企業(yè)在跨境并購時常因在東道國缺少合法性而失敗。例如，2004年中石油并購俄羅斯尤科斯公司、2004年中國五礦競購加拿大諾蘭達公司以及2005年中海油并購美國優(yōu)尼科公司均以失敗告終，背后的原因正是這幾家公司均為國有制企業(yè)，在東道國遭遇了較大的制度壓力與合法性擔憂(Zhang et al.，2011)。即便大多數(shù)情況下，這些擔憂來自于東道國利益相關方的過度猜疑并非屬實，但卻給國有制企業(yè)境外并購帶來了不小的阻礙。相比之下，非國有制企業(yè)的身份則相對更容易符合東道國的合法性要求。

之所以非國有制企業(yè)相較于國有制企業(yè)更容易獲得合法性，現(xiàn)有研究歸納出了以下幾點原因：(1)國有制企業(yè)的跨境并購可能會追求非商業(yè)的動機，會引發(fā)懷疑與擔憂(陳巖、郭文博，2019)，而非國有制企業(yè)在跨境并購時，被認為是追求商業(yè)利益最大化(Chen et al.，2018);(2)在自由市場的經(jīng)濟體里，經(jīng)濟活動主體便是民營企業(yè)，利益相關方會更認可非國有制企業(yè)(Meyer and Thein，2014);(3)由于大部分國有制企業(yè)缺少透明性(Li et al.，2019；魯桐，2018)，東道國監(jiān)管機構往往難以對其進行有效徹底的評估，而非國有制企業(yè)相較于國有制企業(yè)投資的透明度更高(Cannizzaro and Weiner，2018)；(4)國有制企業(yè)由于具有同政府的密切連接，擁有更顯著的資源優(yōu)勢，因此當外國國有制企業(yè)并購本國企業(yè)時，常被東道國監(jiān)管機構視為影響本國經(jīng)濟安全的潛在威脅(Globerman and Shapiro，2009)。而非國有制企業(yè)與政府的連接相對較少，東道國對于來自外國的非國有制企業(yè)并購引起的本國經(jīng)濟和安全的擔憂會減少；(5)相較于國有制企業(yè)，包括民營企業(yè)在內(nèi)的非國有制企業(yè)通常被認為效率更高(Berger et al.，2009；李艷、楊汝岱，2018)，東道國會默認非國有制企業(yè)在跨境并購后對于東道國經(jīng)濟幫助更大，而國有制企業(yè)帶來的幫助更小(Globerman and Shapiro，2009)。

企業(yè)如果僅僅具有合法性優(yōu)勢，仍然不足以完成跨境并購。資源在跨境并購中也發(fā)揮著重要作用。非國有制企業(yè)相較于國有制企業(yè)在資源上處于劣勢地位(Wang et al.，2012)。具體而言，非國有制企業(yè)跨境并購融資會相對更困難，尤其是民營企業(yè)在融資時經(jīng)常會面臨銀行的歧視(Brandt et al.，2003；祝繼高、陸正飛，2012)。另外，非國有制企業(yè)獲得的政策性補貼也較少(孔東民等，2013)且更難獲得本國監(jiān)管機構對其跨境并購的批準。本文認為當非國有制企業(yè)中有國有資本的參與時，便能夠獲得原本國有制企業(yè)才能獲得的資源優(yōu)勢。

(一)國有資本參股非國有制企業(yè)與跨境并購

股東機構中既包含了國有制又包含了非國有制成分的企業(yè)被稱作“混合所有制”企業(yè)(Bruton et al.，2015)?，F(xiàn)有關于混合所有制的研究大多關注在國內(nèi)經(jīng)營時，混合所有制的國有制成分主要提供合法性優(yōu)勢，非國有制成分主要提供效率優(yōu)勢(如Ahlstrom，et al.，2008；Bruton et al.，2015；Zhou，2017)。而在跨境并購時，國有制成分失去了原本在國內(nèi)的合法性優(yōu)勢，在境外會遭遇更嚴重的歧視與制度壓力。因此提供合法性的作用由國有制成分轉變?yōu)榱朔菄兄瞥煞郑藭r國有制成分發(fā)揮提供并購所需必要資源的作用。

資源基礎觀強調當企業(yè)獲得有價值、稀缺、不可模仿以及不可替代的資源能夠取得競爭優(yōu)勢(Barney，1991)?？缇巢①徎顒訉τ谫Y源的大量需求往往使得包括民營企業(yè)在內(nèi)的非國有制企業(yè)應接不暇(Wang et al.，2012)，國有股東的存在此時便起到了很好的互補作用。作為股東的國有資本為非國有制企業(yè)提供的資源優(yōu)勢主要體現(xiàn)在兩個方面：一類優(yōu)勢是財務資源優(yōu)勢。我國企業(yè)的融資渠道很大程度上依賴于銀行，而我國銀行業(yè)主體主要是國有銀行(Allen et al.，2005)。國有資本的存在能夠幫助非國有制企業(yè)更便捷地獲得跨境并購所需要的銀行貸款(Cull and Xu，2003；Sun et al.，2017)，并享有更低的利率(余明桂、潘紅波，2008)，跨國投資因此面臨的預算約束也更小(Lin et al.，2012)。另一類優(yōu)勢是政策上的支持。在外匯管控相對較嚴格的背景下(Luo et al.，2010)，國有股東的存在能夠幫助混合所有制企業(yè)獲得更高的外匯額度。外匯額度以及政策上的支持對于跨境并購而言至關重要。

對于有國有資本參股的非國有制企業(yè)而言，一方面由于其實際控制主體屬于私有制，其在并購時仍然具有非國有制企業(yè)的信號(Spence，1974)。東道國監(jiān)管機構和當?shù)孛襟w對這樣的企業(yè)更為認可，可以規(guī)避不必要的懷疑和擔憂。另一方面，國有資本的存在為非國有制企業(yè)提供了獲得國有優(yōu)質資源的渠道，能夠相對更容易地獲取財務資源以及政策支持，進而有助于并購。Schweizer et al.(2017)的研究表明，民營企業(yè)在跨境并購時雇傭有政治關聯(lián)的職業(yè)經(jīng)理人既可以規(guī)避更嚴格的安全性審查，同時又能夠充分利用國有資源優(yōu)勢，將有助于跨境并購的完成。高管的政治關聯(lián)是一種非正式的連接，而股份的關聯(lián)則是一種正式的連接，資源優(yōu)勢也會更為明顯。隨著這種正式連接的加深，國有股東向企業(yè)輸送的資源也會更多，會更有助于跨境并購的完成。據(jù)此我們提出以下假設：

假設1：非國有制企業(yè)中國有資本持股比例越高，跨境并購完成的可能性越高。

(二)國有資本參股的合法性門檻

國有資本通過參股非國有制企業(yè)間接參與到跨境并購的方式，所遭遇的懷疑與合法性擔憂相較于直接參與更低。但是間接的形式參與跨境并購并不能完全規(guī)避合法性壓力。我們認為在特定情況下，東道國監(jiān)管機構對跨境并購的審查更為嚴格，公眾媒體對于外來者的懷疑會加深，跨境并購的合法性門檻會提高。此時，國有資本持股比例較高的非國有制企業(yè)也會像國有制企業(yè)直接參與并購一樣遭遇合法性壓力。例如2016年，民營控股的福建芯片投資基金Fujian Grand Chip Investment Fund LP在宣布并購德國半導體公司Aixtron SE后，遭到美國監(jiān)管機構的反對，最終奧巴馬以總統(tǒng)令的方式直接禁止了并購交易，原因便是并購方企業(yè)被國有資本持股(The Local，2016)。那么在什么樣的情形下，東道國對于國有資本間接參與并購的方式的容忍度會降低，進而提升合法性門檻？

跨境并購遭遇合法性壓力最主要的原因是：東道國利益相關方，尤其是監(jiān)管機構會懷疑跨境并購可能會對本國經(jīng)濟和安全造成負面影響(Cui and Jiang，2012；Globerman and Shapiro，2009；Zhang and He，2014)。雖然懷疑有時并不合理，但監(jiān)管機構還是會基于猜測與懷疑進行更嚴格的背景審查。例如在美國，修正后的《國防生產(chǎn)法》第721節(jié)規(guī)定，授權美國外國投資委員會(CFIUS)對涉及美國利益的跨境并購交易進行關于國家安全方面的審查，包括經(jīng)濟安全和國土安全。德國也有類似的機構對跨境并購可能造成的負面影響進行評估(Schweizer et al.，2017)。本文站在并購目標選擇的角度，提出當并購目標本身具有某些特征或者位于特殊的國家時，這些監(jiān)管機構會更加敏感、更易產(chǎn)生懷疑，進而并購審查和評估會更為嚴格，提升了合法性的門檻。之所以關注并購目標的特征，是因為對于并購方而言，往往很難快速改變自身的屬性(Freeman and Hannan，1983)，但卻可以通過精心挑選并購目標從而規(guī)避合法性壓力。本文從微觀到宏觀依次關注三個層面的因素：企業(yè)本身的狀態(tài)、企業(yè)所在的行業(yè)以及企業(yè)所處的制度環(huán)境。這三個層面的因素也是企業(yè)在跨境并購過程中所必須要考慮的。

1.被并購企業(yè)的上市狀態(tài)

上市公司通常要比非上市公司規(guī)模和知名度更大。通過公開募股、強制性信息披露、分析師和媒體的報導，上市公司的可見度(Visibility)要遠遠高于非上市公司(Capron and Shen，2007)。除此之外，上市公司牽涉到更多公眾股東的財富以及成千上萬人的就業(yè)，其利益相關方相較于非上市公司更多更復雜。例如，并購美國的私有企業(yè)僅需要通過CFIUS的審查，但并購其上市企業(yè)則需要通過CFIUS和美國證監(jiān)會(SEC)的雙重審核。因此針對上市公司的跨境并購會吸引更多利益相關方的注意，來自監(jiān)管機構的監(jiān)督也更多。

Meyer and Thein(2014)認為當外國公司進入新市場面對較大的制度壓力時，應當采取“低調”戰(zhàn)略，減少公司的可見度。并購一家上市公司是“高調”的做法，會提升進入東道國的合法性門檻(Li et al.，2017)。當來自海外的企業(yè)并購東道國一家上市公司時，監(jiān)管機構對于該并購交易會更加警覺，對并購方股東的審查也會更加苛刻。即使國有資本是通過間接的方式參與并購交易，由于上市公司的特殊性，仍然會引起東道國監(jiān)管機構對并購動機的懷疑(朱華，2017)，進而削弱國有股東給跨境并購并購帶來的資源優(yōu)勢。據(jù)此，我們提出假設2。

假設2：被并購企業(yè)是上市公司會負向調節(jié)非國有制企業(yè)中國有資本持股比例對跨境并購完成的影響。

2.被并購企業(yè)是高科技企業(yè)

發(fā)展中國家企業(yè)進入發(fā)達國家很重要的目標在于學習知識與先進技術(Chen et al.，2012；Li et al.，2012；李洪等，2019；趙中華、孟凡臣，2019)。2004年發(fā)改委和進出口銀行也出臺了《關于對國家鼓勵的境外投資重點項目給予信貸支持有關問題的通知》，其中重點支持的項目包括對于海外先進技術的投資(Zhang et al.，2011)。企業(yè)通過跨境并購學習新技術，可以提升創(chuàng)新水平(McCarthy and Aalbers，2016)。同時，并購高科技企業(yè)，也會增強投資者對于未來收益的預期，為并購方企業(yè)帶來更高的股市回報(Yoon and Lee，2016)。

但與之相對應的，東道國監(jiān)管機構對于涉及本國高科技企業(yè)的并購也會格外謹慎。一是擔心跨境并購后技術會被迅速轉移至母國，有可能造成知識產(chǎn)權被侵犯，影響經(jīng)濟安全；二是擔心并購企業(yè)獲得了先進的技術后，會威脅到東道國企業(yè)的競爭力以及國家安全(Meyer and Thein，2014)。同時，高科技行業(yè)事關本國經(jīng)濟增長、就業(yè)情況以及全球競爭力(Calabrese et al.，2013)，對于本國發(fā)展具有重要的戰(zhàn)略意義。多個國家出臺的關于外資并購本國企業(yè)的法律法規(guī)也都對高科技行業(yè)并購做了限制，比如美國《外國投資與國家安全法案》 將航天、國防、通訊等高科技行業(yè)的并購交易列為了重點審查的對象，德國頒布的《國家安全審查法》也對涉及航空、軍工等科技型企業(yè)的外資入股交易管控更為嚴格。因此涉及本國高科技行業(yè)相關的跨境并購將更加敏感。

高科技行業(yè)的敏感性提升了在東道國并購的合法性門檻，東道國對于跨境并購的審查更加苛刻。非國有制企業(yè)中更多的國有股份雖然帶來了更多的資源，但也因并購目標是高科技企業(yè)而面臨更大的合法性壓力。2016年福建芯片投資基金并購德國半導體公司Aixtron SE失??；2017年，中國私募基金公司Canyon Bridge并購美國Lattice半導體公司失敗，都是因為被并購企業(yè)的高技術價值引起監(jiān)管部門的更嚴格審查。據(jù)此，我們提出假設3。

假設3：被并購企業(yè)屬于高科技行業(yè)會負向調節(jié)非國有制企業(yè)中國有資本持股比例對跨境并購完成的影響。

3.被并購企業(yè)國家制度完善度

被并購企業(yè)嵌入在東道國的制度環(huán)境中，因此東道國本身的制度因素也會影響到跨境并購?？缇巢①彴l(fā)起方獲取合法性的關鍵在于取得包括監(jiān)管機構在內(nèi)的東道國利益相關者的認同(Li et al.，2017；鄧燕華，2019)。而東道國制度完善程度部分決定了其監(jiān)管機構和公眾對于外來者的認可度。在不同制度環(huán)境的東道國，國有資本所面臨的制度壓力也不盡相同。在制度完善度高的東道國，法律規(guī)章更為完善，對股東利益和知識產(chǎn)權的保護更到位(Awartani et al.，2016；La Porta et al.，2008)。同時，在這樣的制度環(huán)境下，公眾和媒體對于政府部門的監(jiān)督也會更強，能夠對重大事件施加影響(Adsera et al.，2003)。

當制度完善度較高的國家的企業(yè)被并購時，一方面，東道國監(jiān)管機構更為嚴格，會更擔心并購后可能會出現(xiàn)對本國股東利益(Chen et al.，2018)和知識產(chǎn)權(Alimov and Officer，2017)保護不到位的情形。另一方面，在制度更加完善的東道國，公眾和媒體更加熟悉和偏好市場化主體，因此會更關注外國國有資本參與的跨境并購。即使并購只是出于純商業(yè)的考量，但非國有制企業(yè)中較多國有股份的存在難免會引起更多的公眾討論和輿論壓力。最終帶來的結果便是，在制度完善度高的東道國，不管是監(jiān)管層還是公眾媒體，國有資本間接參與跨境并購的形式更難達到其合法性門檻，并購的資源優(yōu)勢被削弱。據(jù)此，本文提出假設4。

假設4：被并購企業(yè)所在國家的制度完善度會負向調節(jié)非國有制企業(yè)中國有資本持股比例對跨境并購完成的影響。

三、研究方法

(一)樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文選擇的并購交易樣本需要包括以下特征：并購方為深圳和上海證券交易所上市的非國有制企業(yè)；被并購方為非大陸地區(qū)(包括港澳臺地區(qū))企業(yè)。對于國有制企業(yè)的劃分，我們通過觀察企業(yè)的實際控制人是否是國有制主體。如果實際控制人是國家或地方國資委、政府機構、事業(yè)機關、國有制企業(yè)以及科研院所，則屬于國有制企業(yè)，否則即為非國有制企業(yè)(Delios et al.，2006)。時間跨度我們選擇2009-2018年。之所以選擇2009年作為我們觀察起始點，是為了規(guī)避2008年全球金融危機對跨境并購可能造成的影響。而選擇2018年作為觀察截止年份，是因為2019年世界開始出現(xiàn)逆全球化的趨勢，根據(jù)路孚特(Refinitiv)公布的初步數(shù)據(jù)顯示，2019年全球跨境并購交易總額為1.2萬億美元，同比下降25%，降至2013年以來的最低水平。逆全球化給跨境并購帶來的挑戰(zhàn)可能會影響到中國企業(yè)跨境并購所承受的制度壓力，因此我們沒有將2019年及以后的數(shù)據(jù)包括進來?？缇巢①彽慕灰讛?shù)據(jù)來源于Thomas Reuters的SDC Platinum數(shù)據(jù)庫，該數(shù)據(jù)庫已被廣泛應用于國際商務和金融領域關于跨境并購的研究(Aybar and Ficici，2009；Li et al.，2019；Li et al.，2017；Rossi and Volpin，2004)。我們將數(shù)據(jù)庫中記錄的資本重組(Recapitalization)、股份回購(Repurchase)、小額股權交易(Sales of minority interests)以及股權分拆(Spin-offs)排除在跨境并購樣本之外。另外謠言并購(Rumor)也不納入樣本。

關于并購方的財務數(shù)據(jù)來源于WIND數(shù)據(jù)庫，該數(shù)據(jù)庫記錄了在深圳和上海證券交易所上市公司自上市后具體的財務數(shù)據(jù)。關于并購方國有股權的數(shù)據(jù)來源于國泰安數(shù)據(jù)庫。關于制度完善度的數(shù)據(jù)，我們選擇世界銀行公布的世界治理指數(shù)(Worldwide Governance Indicators)數(shù)據(jù)庫，該數(shù)據(jù)庫經(jīng)常被學者們用于制度環(huán)境的測量(Deng and Yang，2015；熊彬、劉澤宇，2019)。世界銀行每年會公布全球200多個國家的治理指數(shù)。指數(shù)包含6個維度：政治穩(wěn)定與無暴力、監(jiān)管質量、法治水平、話語權與問責、政府有效性以及腐敗控制。每一個維度數(shù)值越高，代表該維度治理水平越好。在剔除掉缺失變量的樣本后，總共得到294宗跨境并購交易。

(二)變量測量

因變量。對于跨境并購完成的測量，我們通過觀察SDC數(shù)據(jù)庫中記錄的并購狀態(tài)信息。在并購方發(fā)布公告后，如果并購狀態(tài)顯示“已完成”則記為“1”，否則記為“0”。因此是一個二分變量。

自變量。證監(jiān)會要求所有上市公司在年報中公布前十大股東信息(Jiang et al.，2017)。參照羅宏等(2019)的方法，我們首先通過國泰安數(shù)據(jù)庫獲得樣本并購企業(yè)在并購前一年前十大持股股東及其所持股份信息。接著對股東進行分類。如果股東是國家或地方國資委、政府機構、事業(yè)機關、國有制企業(yè)以及科研院所，則將其視為國有股，否則為非國有股。最后計算前十大股東中國有股總和占前十大股東股份總和的比重。對于股東本身是否是國有制企業(yè)，我們通過查閱天眼查、企查查及公司官網(wǎng)等信息予以確認。

調節(jié)變量。本文有三個關于被并購目標屬性的調節(jié)變量，即被并購企業(yè)是否上市、被并購企業(yè)是否屬于高科技行業(yè)以及被并購企業(yè)所在國家制度完善度。對被并購目標是否上市的測量，我們通過觀察SDC數(shù)據(jù)庫中對于并購目標上市狀態(tài)的描述，如果狀態(tài)顯示“上市(Listed)”則記為1，否則記為0。對于被并購企業(yè)是否屬于高科技行業(yè)的測量，我們參考Cloodt et al.(2006)的方法，將航天和國防行業(yè)(SIC代碼：372和376)、電腦和辦公設備行業(yè)(SIC代碼：357)、醫(yī)藥行業(yè)(SIC代碼：283)、電子和通訊行業(yè)(SIC代碼：36)列為高科技行業(yè)。若被并購目標的SIC代碼與以上行業(yè)代碼相符，則記為1，否則記為0。對于被并購企業(yè)所在國家制度完善度的測量，選擇世界銀行公布的世界治理指數(shù)作為數(shù)據(jù)來源，對六個維度加總后取平均值用來衡量東道國制度完善度，取并購前一年的制度完善度數(shù)值。

控制變量。本文控制了以下可能影響跨境并購完成的變量。(1)是否聘用財務顧問(Financial Advisor)。若并購方使用了財務顧問，則記為1，否則記為0；(2)并購規(guī)模。并購規(guī)模的測量是觀察SDC數(shù)據(jù)庫記錄的并購交易的美元金額，然后根據(jù)并購公告年份外匯管理局記錄的匯率轉換成人民幣金額。(3)并購股權份額。使用并購的股份占標的企業(yè)總股份的百分比進行測量。(4)現(xiàn)金支付。若并購100%是通過現(xiàn)金支付，則記為1，否則記為0。(5)并購方與被并購方資源相似性。參照Wang and Zajac(2007)的方法，如果并購方所在行業(yè)的SIC四位代碼與被并購企業(yè)四位代碼一致，則對資源相似性變量賦值為1；如果是前三位代碼一致，則賦值為0.75；前兩位代碼一致，賦值為0.5；前一位代碼一致，賦值為0.25；如果前一位代碼不同，則賦值為0。(6)并購方企業(yè)績效。使用并購前一年的資產(chǎn)收益率(ROA)衡量并購方績效。(7)并購方資源冗余。使用并購前一年的負債權益比率作為資源冗余的測量(Krishnan et al.，2007)。(8)跨境并購經(jīng)驗。使用并購方企業(yè)在并購交易發(fā)生前十年間有過的跨境并購總數(shù)衡量并購經(jīng)驗。

除此之外，本文還控制了行業(yè)效應和時間效應，以規(guī)避并購方所在的行業(yè)和年份可能造成的影響。各個變量的測量方式及數(shù)據(jù)來源如表1所示。

表1 各變量測量方式及數(shù)據(jù)來源

(三)模型與方法

由于因變量是一個二分變量，所以本文選擇Logit回歸作為回歸模型。該模型常被用于研究完成跨境并購的影響因素(例如Li et al.，2019；Zhang et al.，2011)。Logit模型結構如下：

其中，P(i)代表跨境并購完成的概率，e是自然常數(shù)，X(i)是一個包含了所有自變量和控制變量的向量，β則是一個包含了所有變量系數(shù)的向量。正的系數(shù)表明將提升完成并購的可能性，負的則表明降低完成并購的可能性。論文穩(wěn)健性檢驗中將Logit模型替換成Probit模型，最終回歸結果沒有太大差異。在回歸之前，首先對變量進行VIF檢驗，以避免變量之間的多重共線性可能會對估計結果產(chǎn)生影響。結果顯示VIF的均值和最大值均不超過3，因此不存在多重共線性的問題。

四、實證結果及分析

(一)描述性統(tǒng)計

表2展示了各個變量之間的相關系數(shù)及簡單統(tǒng)計的結果。從表中可以看出，跨境并購完成與非國有制企業(yè)中的國有資本持股比例是正相關關系。在2009-2018年期間內(nèi)，中國非國有上市公司跨境并購完成率為60%，相對較高。國有股權占比平均值為5.45%，處于一個相對較低的水平，說明在非國有制企業(yè)中國有資本的介入程度相對較低，更不容易引起東道國監(jiān)管機構的注意，因此可以規(guī)避一定的制度壓力，資源優(yōu)勢會顯現(xiàn)。跨境并購規(guī)模的平均值為13億人民幣，收購股權的平均值為86.23%，可見非國有制企業(yè)跨境并購中普遍會選擇擁有股權更多的并購，同時相應地所支付的對價也普遍較高。

表2 相關系數(shù)和描述性統(tǒng)計

(二)回歸分析

Logit模型回歸的結果如表3所示。模型1是僅加了控制變量和調節(jié)變量的基本模型。模型2在基本模型的基礎上加了國有資本持股比例以檢驗假設1。模型3在模型2的基礎上加入了國有資本持股比例與被并購企業(yè)上市狀態(tài)的調節(jié)項以檢驗假設2。模型4則加入了國有資本持股比例與被并購企業(yè)屬于高科技行業(yè)的調節(jié)項以檢驗假設3。模型5則是加了國有資本持股比例與東道國制度完善度的調節(jié)項以檢驗假設4。模型6是全模型。

表3 模型估計結果

從模型1的結果來看，聘用并購財務顧問顯著提高了并購完成的可能性，這一點與前人研究結果一致(Hunter and Jagtiani，2003；Kale et al.，2003)。聘用財務顧問確實可以幫助企業(yè)在不熟悉的東道國環(huán)境中并購。并購股權的比例同樣也有助于提高并購完成可能性，這點與通常的設想不一致，但與前人實證的結果卻是相似的(如Li et al.，2019)。除此之外，并購方與被并購方資源相似性越高，并購完成的可能性也越高，說明跨境并購相似的企業(yè)能夠降低并購失敗的風險。

從模型2的結果看，國有資本持股比例的系數(shù)為正，且在1%的水平上顯著(β= 0.09，p= 0.004)，說明國有資本持股比例越高確實更有助于非國有制企業(yè)跨境并購，支持了假設1。非國有制企業(yè)通過引入國有資本股東獲得了更多的跨境并購所需資源，有助于并購的完成。

從模型3的結果看，國有資本持股比例仍然為正向顯著，國有資本持股比例和被并購企業(yè)上市狀態(tài)的交互項的系數(shù)為負向但不顯著(β=-0.05，p=0.159)。而在全模型中，該交互項系數(shù)為負，且在10%的水平上顯著(β=-0.07，p=0.086)。邊際上支持了本文的假設2。并購外國的上市公司，是一種較為“高調”的做法(Li et al.，2017)，引起了更多關注，面臨東道國監(jiān)管機構更嚴格的審查。即便是國有資本通過間接參與并購的形式，也會遭遇制度壓力，進而削弱了國有資本帶來的資源優(yōu)勢，降低非國有制企業(yè)完成跨境并購的可能性。

從模型4的結果看，國有資本持股比例為正向顯著，國有資本持股比例和被并購企業(yè)屬于高科技行業(yè)的交互項系數(shù)負向，且在10%水平上顯著(β=-0.12，p=0.092)；在全模型中該交互項的系數(shù)為負，且在5%的水平上顯著(β=-0.15，p=0.042)，支持了假設3。當被并購企業(yè)屬于高科技行業(yè)時，由于行業(yè)的敏感性，東道國監(jiān)管機構會擔憂并購后可能造成的經(jīng)濟和國家安全沖擊，審核因此會更加嚴格。

從模型5的結果看，國有資本持股比例和東道國制度完善度的交互項系數(shù)負向，且在10%水平上顯著(β=-0.12，p=0.086)；在全模型中該交互項的系數(shù)為負，且在10%的水平上顯著(β=-0.15，p=0.083)，支持了假設4。當在制度完善度較高的東道國進行并購，不僅監(jiān)管機構會更加嚴格，而且公眾和媒體對于并購事件也會施加影響。合法性門檻提升的結果是針對并購交易的審查和監(jiān)督更為苛刻，最終導致國有資本參股的非國有制企業(yè)遭遇到了更嚴重的懷疑和更大的合法性壓力，資源優(yōu)勢受到削弱，不利于并購的完成。

全模型加入了所有的調節(jié)項后，解釋變量與其調節(jié)項均顯著。為了防止此現(xiàn)象的出現(xiàn)是由于模型的多重共線性所致，我們又對所有的模型做了VIF檢驗，結果顯示VIF最大值和均值均不超過7，證明共線性問題并不存在，本文的回歸結果可靠。除此之外，文本所有的調節(jié)項一直作為控制變量放入模型中，但系數(shù)并不顯著，說明調節(jié)項并不直接影響到被解釋變量，而是通過影響非國有制企業(yè)所面臨的制度壓力，間接對跨境并購完成產(chǎn)生作用。

(三)穩(wěn)健性檢驗

首先，本文將除了交易特征之外的所有解釋變量均滯后一年，以期削弱可能存在的內(nèi)生性問題。但是這種做法仍然不能完全消除該問題，為此本文又選擇工具變量進行二階段回歸以期消除內(nèi)生性對回歸結果可能造成的影響。本文選擇工具變量為：同一年份相同行業(yè)非國有制企業(yè)的國有股權占比平均值。選取行業(yè)均值作為工具變量的方式在學術界應用的較為廣泛(如李善民等，2020；王貞潔等，2019；周澤將等，2019)。理論上，在同一年份，不同的行業(yè)對于國有股權的吸引度不同。在一個比較吸引國有股權的行業(yè)，行業(yè)內(nèi)的非國有制企業(yè)被國有制主體持有的股份也相對越多；而所在行業(yè)國有股權平均值并不會直接影響特定企業(yè)完成跨境并購。因此是一個較為理想的工具變量。對工具變量進行“弱工具變量檢驗”，檢驗結果顯示第一階段的F統(tǒng)計量為33.77，超過Stock and Yogo(2005)提出的10分界點。最小特征值統(tǒng)計量也遠遠大于Wald檢驗的10%的臨界值，因此不是一個弱工具變量。對加入了工具變量的模型進行兩階段回歸，結果如表4所示?；貧w結果依然表明非國有制企業(yè)中國有資本持股比例越高，跨境并購完成概率也越高，內(nèi)生性問題得到了解決，結論依然成立。

表4 兩階段回歸結果

其次，本文因變量的測量參照前人的研究(Li et al.，2017；Li et al.，2019)，觀察SDC數(shù)據(jù)庫中并購狀態(tài)，若顯示“已完成”則記為“1”，否則記為“0”。但上市狀態(tài)記為“0”的并購交易中有一部分是處于“正在進行中”的，對于這部分樣本我們遵從前人的研究沒有將其排除在外，主要是考慮到這些跨境并購可能正是因為遭遇了較為嚴格的安全性審查，才一直處于“正在進行中”的狀態(tài)。但是也存在著一部分并購交易樣本因剛剛公告不久，所以狀態(tài)為“正在進行中”。對此，我們將發(fā)起時間與觀測時間間隔小于1年且處于“正在進行中”的跨境并購樣本剔除，重新進行回歸，結果如表5所示，我們的結論依然穩(wěn)健。

表5 剔除處于“正在進行中”時間較短的樣本后回歸結果

我們還剔除了幾個特殊國家和地區(qū)的樣本。由于香港在地理和文化上與大陸地區(qū)具有很高的相似性，并且在政治和經(jīng)濟上與大陸聯(lián)系密切，因此具有一定的特殊性。香港的特殊性可能會影響到回歸的結果，因此將其從我們的樣本中剔除，然后重新進行回歸。剔除后的回歸結果如表6所示，與剔除前的結果大致相同，幾個假設仍然得到了支持。

表6 剔除香港后的回歸結果

除了香港，美國與中國關系的特殊性可能也會影響回歸結果。自2018年以來，美國與中國之間發(fā)生貿(mào)易戰(zhàn)，可能直接會影響到中國企業(yè)在美國跨境并購，因此我們將2018年并購美國企業(yè)的交易剔除，然后重新進行回歸。剔除后的結果如表7所示，與剔除前的結果沒有顯著區(qū)別。

表7 剔除2018年美國交易后的回歸結果

最后，我們更換了回歸模型，將Logit回歸替換為Probit回歸，回歸結果如表8所示，基本與Logit模型一致，幾個假設也都得到了支持。因此本文的結論是較為穩(wěn)健的。

表8 替換為 Probit 回歸的結果

五、進一步分析：國有資本的資源優(yōu)勢

本文的調節(jié)變量反映的是：在特定情形下非國有制企業(yè)仍然可能會因為國有資本的參股而遭遇來自東道國的合法性壓力，但是并未直接測量論文主效應中的機制，即國有資本參股非國有制企業(yè)是否真的為其帶來了資源優(yōu)勢？對此，我們進一步進行分析。

企業(yè)跨境并購所需要的最重要資源之一便是財務資源。包括民營企業(yè)在內(nèi)的非國有制企業(yè)在融資時會遭遇來自銀行的歧視(Brandt et al.，2003；祝繼高、陸正飛，2012)，獲取跨境并購所需的巨額資金相對較難。國有股東對非國有制企業(yè)跨境并購的幫助有相當一部分體現(xiàn)在獲取財務資源上。當非國有制企業(yè)僅靠自己的力量從外部獲取并購資金較為困難時，國有資本提供的資源優(yōu)勢也會更突出。孫靈燕、李榮林(2012)的研究指出企業(yè)面臨的融資限制包括內(nèi)源和外源兩種，內(nèi)源體現(xiàn)在企業(yè)自身獲取資金的能力，外源則體現(xiàn)在從外部金融機構獲得貸款的難易程度。結合融資限制的這兩個維度，我們構造了一個可以反映企業(yè)總體融資困難程度的指標。

首先，融資困難度取決于企業(yè)內(nèi)部是否具有足夠的能力獲取資金。Hadlock and Pierce(2010)認為企業(yè)的年齡和規(guī)模能夠預測其外部融資的困難度，并提出SA指數(shù)反映企業(yè)自身所面臨的融資限制。該指數(shù)被國內(nèi)外學者廣泛用于測量企業(yè)自身因素導致的融資限制(如Giroud and Mueller，2015；鞠曉生等，2013；劉莉亞等，2015)。其次，非國有制企業(yè)融資困難程度也取決于其所在的外部環(huán)境限制。當非國有制企業(yè)處于一個國有機構占主導地位的金融市場中，其融資相較于國有企業(yè)而言會更困難(王聰?shù)龋?018)。樊綱等(2011)發(fā)布的《中國市場化指數(shù)——各地區(qū)市場化相對進程2011年度報告》記錄了各省的金融市場化指數(shù)的年度數(shù)據(jù)。其中“金融業(yè)競爭程度”是用非國有金融機構吸收存款占所有金融機構吸收存款的比重進行測量，使用1減去該指標即反映國有金融機構在當?shù)匚沾婵畹谋戎?。而國有金融機構會更傾向于貸款給國有企業(yè)，因此國有金融機構吸收存款的比重可以反映外部環(huán)境給非國有制企業(yè)造成的融資限制。該比例越大，非國有制企業(yè)也就越難依靠自己從外部獲得資金。

企業(yè)自身融資能力和外部限制共同影響著非國有制企業(yè)獲取財務資源的難易程度。因此，我們將兩個指標相乘以測量非國有制企業(yè)融資困難度(finance_diff)，即并購發(fā)生前一年并購方企業(yè)的SA指數(shù)乘以企業(yè)注冊省份國有機構吸收存款的比重。該指數(shù)越高，非國有制企業(yè)自身從外部融資會更困難。此時，國有股東帶來的幫助會更加明顯，將正向調節(jié)文章的主效應。

SA指數(shù)的計算公式為SA=-0.737*Size+ 0.043*Size2-0.040*Age。Size代表企業(yè)規(guī)模，使用企業(yè)固定資產(chǎn)總額衡量，Age代表企業(yè)年齡。企業(yè)規(guī)模和年齡的數(shù)據(jù)均來源于WIND數(shù)據(jù)庫。國有機構吸收存款占所有機構吸收存款的比重使用1減去所在省份的金融業(yè)競爭程度。金融業(yè)競爭程度的數(shù)據(jù)來源于樊綱等(2011)和王小魯?shù)?2017)編制的市場化指數(shù)的子指標，其中2008-2009年的數(shù)據(jù)來源于樊綱等(2011)的報告，2010-2017年的數(shù)據(jù)來源于王小魯?shù)?2017)的報告。對于少數(shù)缺失的年份，參照前人的做法(李延喜等，2015)，使用前一年的指數(shù)代替。使用相乘后得到的新變量“融資困難度”作為調節(jié)變量進行回歸，結果如表9所示。

表9 加入了融資困難度的回歸結果

從回歸結果可以看出融資困難度與國有資本持股比例的交互項為正，且在0.01水平上顯著(β=0.14，p=0.007)，說明企業(yè)融資困難度越大，國有股東對于非國有制企業(yè)完成跨境并購的促進作用越強。這證明了國有股東確實為非國有制企業(yè)跨境并購帶來了資源優(yōu)勢，有助于并購的完成。本文的主機制得到了驗證。

六、結論與討論

本文主要研究了非國有制企業(yè)引入國有制股東對其完成跨境并購的影響，以及在何種情況下這種國有資本間接參與的形式會使得非國有制企業(yè)遭遇到制度壓力的問題。本文使用中國大陸非國有制上市企業(yè)在2009-2018年的跨境并購交易作為研究樣本，發(fā)現(xiàn)：第一，非國有制企業(yè)中國有股權占比的增加會為跨境并購提供更多的必需資源，進而有助于并購的完成；第二，國有股東的存在雖然能夠帶來更多的資源，但卻是一把“雙刃劍”，當跨境并購的合法性門檻提升后，仍然會導致非國有制企業(yè)遭遇來自東道國的歧視和制度壓力，從而阻礙并購的完成。當被并購企業(yè)是上市公司、屬于高科技行業(yè)以及位于制度完善性較高的國家時，跨境并購的合法性門檻會相應提升。

同時，本文通過工具變量法解決了可能存在的內(nèi)生性問題。在剔除了一些特殊樣本以及更換回歸模型后，結論基本穩(wěn)健，證明本文的結論是可靠的。另外，本文在進一步分析中也驗證了主效應的機制，證明了國有資本參股非國有制企業(yè)確實帶來了資源優(yōu)勢。

本文的研究結果也具有較強的現(xiàn)實啟示。首先，對于非國有制企業(yè)而言，提升跨境并購的一個有效的解決方案是引入一定比例的國有股份。國有股東能夠幫助非國有制企業(yè)快速獲得跨境并購所需的大量資源。對于跨境并購的合法性較強的非國有制企業(yè)而言，國有股權的存在可以起到互補的作用。值得注意的是引入國有股權后，在特定情形下也會產(chǎn)生合法性壓力。因此這些非國有制企業(yè)在跨境并購時應盡可能保持“低調”。保持低調的方式包括：盡量并購非上市公司；盡量在制度完善度相對較差的東道國挑選并購目標；不并購東道國高科技公司，或者并購高科技公司時增加私有制股份的比例等。其次，對于國有制企業(yè)而言，在跨境并購時缺少合法性的劣勢，可以通過參股非國有制企業(yè)這種間接參與的方式予以規(guī)避，以減少東道國不必要的懷疑與制度壓力。當然，國有制企業(yè)也應積極進行市場化改革，引入更多非國有制成分(De Castro and Uhlenbruckl，1997；熊愛華、張質彬，2020)，這樣也能減少東道國對于國有制企業(yè)并購不必要的質疑。最后，對于混合所有制企業(yè)而言，國有股權的存在為跨境并購時既帶來了資源優(yōu)勢，同時也可能帶來合法性劣勢。如何處理好國有制和非國有制股東之間的關系，保證二者在跨境并購時能揚長避短，是管理者應當思考的重要問題。