对华反倾销会影响企业跨国并购成功率吗?∗

陈奉先 李 娜

一、引言

当前，世界政治形势错综复杂、全球经济下行压力增大、逆全球化思潮有所加强，各国以单边主义、保护主义措施重振本国经济的势头日益凸显，以反倾销调查为代表的非关税壁垒日益成为主流的贸易保护手段。根据世界贸易组织(World Trade Organization，WTO)统计，1995—2020 年全球累计发起6 307 次反倾销调查，其中针对中国的高达1 481 次，占全球反倾销调查总数的23.48%。而且，外国对中国发起的反倾销案件，往往呈现出“一窝蜂”的跟风现象。进一步地，反倾销制裁的跟风效应和报复效应使得经济体间的反倾销行为呈现多重的双向互动特征，由此形成了一个复杂的反倾销网络。在对外贸易受到严重冲击时，中国对外直接投资呈现如火如荼的发展态势，越来越多的中国企业活跃于跨国并购市场。根据BvD-Zephyr 全球并购交易数据库的统计(见图1)，2000—2020 年中国企业共发起3 843 次跨国并购，年均183 次，其中2016 年骤升至438次；并购金额从2000 年的2 亿美元增至2017 年的1 308.76 亿美元，2020 年回落至321.14 亿美元，但整体上占对外直接投资(Outward Foreign Direct Investment，OFDI)的比例年均达到39.85%。然而，中国企业大踏步“走出去”后却未能实现向“走上去”的质量转变，具体表现为并购成功率较低，2000—2020 年跨国并购成功率为年均44.15%，最低时不足30% (见图1)①跨国并购成功率的计算口径为从锁定并购目标到谈判、竞购、成功交割的过程，未考虑后续整合顺利并运营获利的过程，后同。此处数据作者根据BvD-Zephyr 数据库自行测算。，若进一步考虑交割后的整合、获利阶段，成功率会大打折扣。那么，反倾销壁垒是否会影响并购成功率呢? 厘清上述问题对识别跨国并购机遇、化解跨国并购风险、提高跨国并购成功率有着重要的现实意义。

图1 2000—2020 年中国企业跨国并购数量、金额与遭遇的反倾销调查次数

传统国际投资理论认为，东道国的贸易保护行为会刺激企业以对外直接投资的方式规避过高的贸易成本，这种方式被称为“跳脱关税型”对外直接投资(tariff-jumping-foreign investment)。Barrell 和Pain (1999)基于日本数据、Barry 等(2016)基于爱尔兰数据、余振和陈鸣(2019)基于中国数据进行的研究均证实了企业利用对外直接投资绕过贸易壁垒的典型事实。但也有学者认为，只有发达国家的企业具备开展关税跨越式OFDI的特征条件，众多发展中国家企业无法通过OFDI 规避贸易壁垒(Blonigen，2002)，甚至有研究认为贸易保护会抑制对外直接投资。徐世腾(2011)发现，中国的对外直接投资更多地流向了前期贸易救济措施少、贸易自由度高的国家。Duval 和Utoktham (2014)研究发现，两国之间的贸易成本(不含关税)、关税均对FDI 有着显著的负向影响。刘洪铎和陈和(2016)从母国出口平台型对外直接投资(home-country export plat FDI)的角度进一步解释了贸易成本与FDI 的负相关关系。

基于上述分析，贸易保护对OFDI 的影响效应存在不确定性。跨国并购作为企业“走出去”进行全球化生产布局的主要形式，贸易保护如何影响跨国并购? 已有大量学者围绕跨国并购的影响因素展开研究，他们认为跨国并购不仅受并购企业资源禀赋、竞争优势等自身特征的影响(俞萍萍和赵永亮，2015；蒋墨冰等，2021)，还受行业周期(Kang 和Johansson，2000)、技术变革和产业政策(蒋墨冰等，2021)等行业因素的影响；同时，两国在政治、经济、制度、文化等各领域的关系也会决定跨国并购的成败和效果(Uddin 和Boateng，2011；阎大颖，2011；李诗和吴超鹏，2016；杨波等，2016；Paudyal 等，2021)。然而，直接探究贸易保护对跨国并购的影响研究较少。Li 等(2018)发现自由贸易协定成员之间的跨国并购交易明显增多，这从侧面证实贸易保护可能会对跨境并购活动产生负面影响。杨连星(2021)发现跨国并购规模与数量受到东道国反倾销政策的负面冲击。

与境内并购相比，跨国并购面临更复杂的外部环境，并购交易的难度和后续经营的不确定性均高于境内并购，当受到超出交易双方控制范围的外部因素冲击时，并购成功率会随之下降。贸易保护是影响并购交易进程或左右交易结果的重要因素之一，已有学者就贸易保护对并购成功率的影响展开研究。曹清峰等(2019a)发现，关税壁垒提高了企业开展海外并购的生产率门槛，从而降低了企业海外并购成功率。曹清峰等(2019b)发现，关税壁垒通过降低海外预期收益从而对跨国并购成功率有负向影响。除了关税壁垒，孙文莉等(2016)还发现反倾销等非关税壁垒对跨国并购成功率有着显著的负向效应。区别于上述研究，杨连星(2021)发现企业在遭遇反倾销调查后，跨国并购成功率在一定程度上得到提升。

综上，由于在样本选择、核心解释变量构建、研究方法上各有不同，关于贸易壁垒对企业跨国并购行为影响的研究，所得结论也存在较大分歧。在现有研究基础上，本文基于2000—2020 年的BvD-Zephyr 全球并购交易数据库识别中国企业跨国并购样本，结合世界银行临时性贸易壁垒数据库(Temporary Trade Barriers Database，TTBD)，利用行业—企业层面的“反倾销制裁—跨国并购”细分数据，深入探究反倾销壁垒对企业跨国并购成功率的影响及作用机理。此外，本文还按照东道国特征(是否是“一带一路”沿线国家、是否承认中国“市场经济地位”、制度质量)、双边特征(文化距离、地理距离)进行分组检验。尽管杨连星(2021)已初步探讨了反倾销调查对企业跨国并购成功率的影响，但相对于前人的研究，本文的边际贡献体现在以下方面:在理论模型方面，传统模型仅限于讨论出口企业面临反倾销制裁后选择跨国并购或继续出口两种情形，而继续出口仅考虑直接贸易却忽略了其他可能的出口模式(转口贸易、出口到第三国)，本文则将多种出口模式同时纳入考量，以分析反倾销制裁的三种贸易效应(破坏、转移和偏转)对跨国并购行为的影响，研究情形更贴近现实；在样本选择方面，本文涵盖了2018 年中美贸易冲突及以后年份，将全球经贸关系恶化的代表性时期纳入研究，使得研究结论更具普遍性和一般性；核心变量设定方面，反倾销诉讼调查的发起并不等于制裁措施的落地实施，而且一项反倾销措施从实施至撤销存在一定的时间间隔，单纯使用诉讼数据会高估反倾销措施的实际影响并忽略其持续性影响；研究内容方面，除了讨论反倾销对并购成功率的影响，本文重点剖析了反倾销调查的“跟风效应”对跨国并购成功率产生的跨国和跨行业溢出效应，以及东道国在反倾销网络中的结构特征对并购成功率的影响。此外，本文还将双边政治关系纳入分析框架，评估其对反倾销壁垒的缓冲调节作用，拓展政治经济互动领域的相关研究。

二、理论模型与研究假设

本文通过构建古诺(Cournot)竞争模型，比较了母国(f国)企业在东道国(h国)市场上自由贸易、遭遇到东道国反倾销壁垒后继续出口或者选择跨国并购时的均衡状态。本文参考Belderbos 等(2004)的研究思想，假设h国某行业有三个代表性企业参与竞争，分别是本国企业h、母国企业f和第三国企业k。企业f和企业k来自经济状况、出口产品特征等相似的国家，并且产品在h国的需求函数为p＝α－βQ。

(一)自由贸易(Free Trade)情形

东道国企业h、母国企业f和第三国企业k的利润函数分别为:

其中，ch、cf、ck，分别为企业h、企业f和企业k在各自国家生产时的边际成本和产量，sfh和skh代表企业f和企业k从本国运输到h国的关税和运输等贸易成本。通过求解，可得到企业f和企业k的均衡价格和产量，分别见表1 第(1)行。①因篇幅所限，本文省略了企业k 在不同选择下的均衡价格、均衡产量与最优利润表，感兴趣的读者可在《经济科学》官网论文页面“附录与扩展”栏目下载。

表1 企业f 在不同选择下的均衡价格、均衡产量与最大利润

由于企业f具有更廉价的劳动力和土地租金，占据成本优势(ch>cf＋sfh)，因此其产品的售价低于东道国企业，从而导致企业f和企业h竞争关系的存在以及东道国政府采取反倾销措施的可能。当东道国政府征收反倾销税tfh后，企业f出口的边际成本变为cf＋sfh＋tfh。面对h国的反倾销制裁，企业f可能选择继续出口或者对外并购。当企业f选择继续出口时，其可能以直接贸易或者转口贸易的方式继续服务东道国市场，也可能选择退出东道国市场而向第三国市场出口。

(二)在h 国实施反倾销(Anti-Dumping)措施后，f 企业选择继续出口

1.直接贸易

东道国企业h、母国企业f和第三国企业k的利润函数分别为:

2.转口贸易

企业f在本国生产并通过第三国(或地区)l将产品运往h国，假设从f国到l国、从l国到h国的关税和运输成本分别为sfl、slh，两者之和为。由于反倾销可能存在跨国“跟风效应”，即当h国对f国企业发起反倾销制裁后，第三国l担心f国的产品涌入本国而冲击本国产业，故其会征收反倾销税tfl，假定tfl＝atfh(1>a≥0)。各个企业的利润函数变为:

3.出口到第三国

企业可能会选择退出h国市场，将产品出口到与h国经济状况类似的第三国m，反倾销制裁产生贸易偏转效应(trade deflection)。为简便起见，此处假设第三国m的反需求函数与国家h一致。同时假定tfm＝btfh(1>b≥0)，则企业m、企业k和企业f的利润函数分别为:

(三)在h 国实施反倾销措施后，企业f 选择跨国并购(Mergers ＆ Acquisitions)

企业f选择并购企业h，一方面可以省去关税、运输以及反倾销成本；但另一方面，由于生产环境的改变，企业f可能要支付更高的劳动力工资、土地租金以及整合成本等，因此我们假设新增边际生产成本为。此外，企业f需要付出一定的固定投资成本F，同时面临因并购不确定性而带来的投资风险。最后，无论并购成功与否，企业都要支付前期并购准备活动而产生的费用成本FM。

假定w为企业f并购成功的概率，则(1－w)为其并购失败的概率。在企业f成功并购企业h的情况下，企业f和企业k的利润函数为:

在企业f并购失败的情况下，h国的竞争格局和企业f面临反倾销制裁的事实均没有改变。企业f的行为选择退回继续出口的三种情形，甚至可以选择在国内销售①本文忽略此情形。。此种情形下，企业f损失并购前期准备活动的费用FM，同时获得外贸收益，则企业f的期望利润函数为:

表1 的第(5)行和第(6)行为企业并购成功和失败两种情形下的均衡价格、均衡产量与期望利润。

由上述推导可知，相较于自由贸易，企业f遭遇h国的反倾销制裁后，若企业f选择继续服务东道国h，不论是直接出口还是转口贸易都会提高企业f的出口价格，减少出口数量，h国的反倾销制裁会产生贸易破坏效应(trade destruction)，企业f的利润空间受到影响。此外，企业k出口数量增加，h国市场被其挤占，反倾销制裁会产生贸易转移效应(trade diversion)。为了降低反倾销对企业的消极影响，此时企业f可能会以跨国并购的方式规避贸易壁垒，甚至退出东道国h而去服务第三国m，反倾销制裁产生贸易偏转效应(trade deflection)。面临着反倾销制裁的贸易转移和偏转效应，企业f通过并购进入h国的动机或者积极性是否会大幅度降低?在面对反倾销壁垒时，企业f选择跨国并购的前提是。由于面临同样的内外部坏境，此处假定企业并购失败后的出口选择和不并购时一致，由此得到企业f并购企业h的临界函数不等式为:

由式(16)可以得出:

由式(17)可知，当企业f面临东道国h的反倾销制裁时，企业会选择以跨国并购的方式跨越贸易壁垒，即反倾销制裁会刺激企业的跨国并购行为。以继续出口到东道国h为基准，当时，因转口贸易和出口到第三国m带来较高利润会削弱企业的并购动机，这在一定程度上反映了反倾销制裁的三种效应对并购动机的负面影响，反之亦然。①a≤1、b≤1，但是、 以及 的大小关系因为涉及运输成本s 和反倾销税t 等多个参数，无法做出明确的判断，此处仅作一般说明。

在选择跨国并购后，即在式(18)成立的前提下，分别对成功率w和反倾销税t求导。

由式(21)可以看出，当z＝h时，∂w/∂t<0。故提出本文的研究假设1。

假设1:东道国的反倾销措施会降低企业跨国并购成功率。

根据式(22)可以看出，式(21)会随着跨国并购所需固定投资成本F的增加而减少。这部分固定投资成本F可能受到东道国制度环境、两国之间文化距离及地理距离的影响(余振和陈鸣，2019)。制度基础观指出，企业的战略选择受到制度(正式和非正式制度)环境的约束①正式制度包括法律、规章和规则等，非正式制度包括文化、惯例和道德规范等。(North，1990)，故企业跨国并购的交易成本和结果等也与制度环境密切相关(阎大颖，2011)。东道国良好的制度环境可以为跨国公司提供相对稳定的政治和经济发展环境，减少并购过程中可能面临的各种风险和不确定性，最大限度地降低政府效率低下、产权保护缺失、官员腐败、法治建设薄弱和监管不足等带来的额外交易成本，而且透明公开的制度环境能够降低信息搜寻成本和价值误判成本，从而避免高估固定投资成本F。就文化距离来讲，两国的文化差异会带来具有民族主义倾向的隔阂、偏见和信任缺失，也会增加并购企业的沟通协调难度、资源获取难度和协商议价成本。綦建红等(2012)发现由文化差异带来的外来者劣势会阻碍并购交易顺利完成。地理距离方面，地理距离会阻碍交易信息的传递，降低沟通的频率和效率，加剧信息不对称，从而增加估值难度，影响并购活动的顺利开展与成功结束(贾镜渝等，2015)。对此，本文提出研究假设2。

假设2:当东道国制度质量较差、两国文化距离和地理距离较远时，东道国反倾销制裁对跨国并购成功率的抑制作用更强。

如上所述，东道国h发起反倾销制裁后，企业f可能会通过第三国l转口进入东道国h或直接将产品运输到国家m。面对产品的涌入，第三国l和m本着保护本国产业的初衷，可能会对企业f征收反倾销税tfl、tfm。根据式(21)，当z＝l、z＝m时，两者对跨国并购成功率的影响为负，故提出本文的研究假设3。

假设3:第三国的反倾销制裁会降低企业跨国并购成功率，即反倾销制裁的“跟风效应”存在跨国负向溢出效应。

三、数据、变量与模型设定

(一)变量说明与数据来源

(1)被解释变量。本文的跨国并购数据来源于BvD-Zephyr 全球并购交易数据库，样本期间为2000—2020 年。本文参照一般化的方法对跨国并购数据进行预处理:剔除被并购方所在地为英属维尔京群岛、百慕大、开曼群岛、萨摩亚群岛等避税天堂的样本；剔除并购方、被并购方企业所在地为中国港澳台地区的样本；剔除并购方为金融企业的样本。最终，获得共计3 843 宗中国企业跨国并购事件，其中成功案例为1 568 宗，失败案例为2 275 宗，并购成功率达到40.80%。本文的被解释变量为表明跨国并购是否成功的虚拟变量MAsucc。

(2)解释变量。对华反倾销制裁强度(F＿ADcase2)。首先，本文将BvD-Zephyr 数据库中每个并购企业的SIC 代码转换为HS 编码。其次，确定东道国m对中国HS 2 位数行业j的反倾销强度。Barrell 和Pain (1999)对东道国反倾销调查数量进行直接加总和简单折旧，以此获得反倾销存量数据来反映以往反倾销措施的持续性影响。本文认为反倾销调查的发起并不意味着反倾销措施的实施，而且反倾销措施存在实施时间与撤销时间，并不像Barrell 和Pain (1999)中公式所反映的那样反倾销政策存在持续影响。故本文参照余振和陈鸣(2019)的做法，计算东道国m对中国j行业最终实施并且仍处于有效期的累计反倾销事件数量，以反映已经实施但仍未撤销措施的影响。此处，本文认为反倾销措施的作用期限应为从反倾销最终措施实施开始至反倾销措施撤销结束。最后，统计每个并购企业遭遇到的反倾销措施存量，当一个并购SIC 代码涉及多个HS 2 位数行业代码时，本文将不同行业下的反倾销措施存量进行加总。行业代码转换表来源于世界银行的WITS 数据库①请见https://wits.worldbank.org/product＿concordance.html。，其余数据来源于TTBD 数据库和中国贸易救济信息网。

(3)控制变量。②主要变量说明和描述性统计请见《经济科学》官网“附录与扩展”。地区经济发展水平(lnGDP＿per)，本文以东道国人均GDP 的对数值表示。经济距离(economy＿distance)，本文以两国人均GDP 绝对差值的对数值衡量。通货膨胀率(CPI)。以上数据均来源于世界银行的WDI 数据库。双边汇率(Exchange)，本文采用直接标价法下美国与东道国的双边汇率，数据来源于IFS 数据库。双边投资协定(BIT)，若跨国并购发生时间晚于中国与并购对象国双边投资协定生效时间，则设置为1，否则为0，数据来源于联合国贸易和发展会议的BIT 数据库。经济自由度指数(EFI)，数据来源于《华尔街日报》和美国传统基金会网站。贸易依赖度(export＿dependence)，本文依照姜建刚等(2021)的度量方法，将其设定为中国对东道国的出口额与东道国的进口总额之比除以中国出口总额与世界出口总额之比，数据来源于联合国商品贸易统计数据库(UN Comtrade Database)。

(二)模型设定

其中，i、h、j、t分别代表企业、东道国、行业、年份。MAsucciht为表示中国企业i在t年是否成功并购东道国h某一企业的虚拟变量。F＿ADcase2hjt为t年东道国h对j行业(并购企业所在行业)的反倾销壁垒存量，是本文关注的核心解释变量。根据假设1，回归系数β1的符号预期为负。Zht是随着东道国和时间变化的控制变量。μj、τt、γh分别表示行业固定效应、时间固定效应和国家固定效应。εihjt表示残差项。本文样本为2000—2020 年间实施跨国并购的中国企业，由于同一企业并不在每年都进行跨国并购，所以研究中使用的是混合截面数据。因被解释变量是一个离散的虚拟变量，故本文选择二值选择模型Logit 模型估计式(23)。

四、实证结果

(一)基准回归

表2 报告了东道国反倾销制裁对中国企业跨国并购成功率影响的基准回归结果。第(1)列显示的是没有加入控制变量但控制了行业、时间和国家固定效应的回归结果。第(2)—(4)列则是在第(1)列的基础上逐步添加控制变量的回归结果。第(5)列和第(6)列是在引入各控制变量后，分别添加行业—国家交互固定效应和时间固定效应、行业—时间交互固定效应和国家固定效应的回归结果。不难看出，在不同的模型设定和估计方法下，核心解释变量F＿ADcase2hjt的符号都显著为负，说明东道国采取反倾销措施会显著降低企业跨国并购成功率①感谢审稿专家的意见。作者整理并对比了本文所用的Bvd-Zephyr 数据库和杨连星(2021)所用的SDC 数据库，发现两文研究结论大相径庭的原因在于:第一，所用数据样本的差别。用本文的处理方法处理杨连星(2021)所用的数据库后，数据量与杨连星(2021)一文存在较大差别，而且两数据库仅有42%的并购记录是重合的。第二，核心解释变量的差别。反倾销诉讼的发起不等于反倾销制裁的实施，将本文的反倾销制裁数据替换为诉讼数据后，核心解释变量系数为正但不显著。，故假设1 成立。以第(4)列为例，从经济意义上来看，反倾销制裁强度每提高1 个标准差，跨国并购成功率降低10.10% (＝0.0191×5.290)个标准差。

表2 基准回归

(二)异质性分析①详细的控制变量回归系数请见《经济科学》官网“附录与扩展”。

为了验证反倾销制裁对企业跨国并购成功率的影响是否因制裁发起国国家特征的不同而有所差异，本文进一步按照东道国是否为“一带一路”倡议沿线国家、是否承认中国的市场经济地位、制度质量的高低以及双边文化距离和地理距离的远近对样本进行异质性考察，具体的分样本回归结果见表3。

表3 异质性分析

根据“一带一路”倡议，本文将样本划分为“一带一路”沿线国家和非“一带一路”沿线国家。根据WTO 的统计，1995—2021 上半年，非“一带一路”沿线国家对中国发起958 次反倾销调查，占全球对华反倾销调查总数的63.57%。表3 第(1)列和第(2)列的回归结果及经验p值表明，非“一带一路”沿线国家的反倾销措施显著降低了并购成功率，而“一带一路”沿线国家的反倾销措施并未对跨国并购成功率产生显著影响。可见，“一带一路”倡议所构建的“五通”格局增强了国家间的政治互信度、经济融合度与文化包容度。贸易畅通作为“一带一路”建设的重点内容，在很大程度上消除了投资和贸易壁垒，推进了贸易投资自由化、便利化，提高了经贸合作的深度。

如果东道国不承认中国的市场经济地位，那么该经济体会对中国的倾销行为实施“替代国”做法，以第三国同类相似商品的成本或价格为基础计算中国商品的正常价值。由于选择的“替代国”往往是经济发展水平、生产成本远高于中国的国家，最终会导致中国企业在反倾销诉讼中屡屡败诉，并被征收较高的反倾销税。按照《中华人民共和国加入世界贸易组织议定书》第15 条的规定，在中国加入世界贸易组织15 年后，“替代国”的做法将自动终止。但是，还有部分WTO 成员企图继续使用“替代国”做法，例如欧盟委员会以“市场扭曲”代替“非市场经济”，变相延续原有的“替代国”做法。因此按照东道国是否承认中国市场经济地位进行分样本考察是十分必要的。本文将承认中国市场经济地位的国家称为MES (market economy status)国家，反之称为NME (nonmarket economy status)国家。②按照是否承认中国市场经济地位的划分标准，本文结合商务部公布的信息对并购涉及的127 个东道国进行分类，虽然我们仅收集到81 个国家的信息，但是已有3 597 宗跨国并购事件被明确归类，占所有并购事件的93.57%。综合第(3)列和第(4)列的回归结果，我们可以得到以下结论:若中国遭遇到NME 国家的反倾销制裁，则成功并购东道国企业的概率会大大降低。NME 国家以“替代国”做法保护本国产业，那么它们对中国投资的安全审查和监管程度也会强于MES 国家，从而导致中国海外并购频频受阻(姜建刚等，2021)。

本文采用世界银行发布的世界治理指标(WGI)衡量东道国的制度质量。由于各个子指标的取值范围为[－2.5，2.5]，本文通过将各指标加2.5 再除以5 的方式将其换算成[0，1] 之间的数值，并取六个子指标的均值作为制度质量的综合衡量指标，该数值越大则代表制度质量越高。本文按照制度质量的中位数将样本划分成高、低制度质量两个子样本，具体见表3 第(5)列和第(6)列。结合经验p值可以看出，东道国良好的制度质量能够在一定程度上减弱反倾销制裁对跨国并购成功率的抑制效应。如上分析，良好的制度安排给企业提供了稳定的经营环境，降低了企业经营过程中的不确定性、投资成本和风险，从而能够保证并购过程的顺利进行。

基于Hofstede (1980)的文化维度理论，本文利用綦建红等(2012)改进的KSI 指数测算中国与东道国之间的文化距离，并按照文化距离的中位数将样本分为高文化距离和低文化距离两组，分样本回归结果如表3 第(7)列和第(8)列所示。可以看出，在高文化距离样本中，中国企业跨国并购成功率明显受到反倾销壁垒的负面影响；低文化距离子样本中的并购成功率不受反倾销制裁的影响。文化距离较远的两个国家存在信息和要素流动方面的障碍，而且当地民众的认同感较低、排外情绪较高，文化差异增加的磨合成本使得企业难以建立并成功运营海外子公司。文化距离近，主并方与被并方拥有相似的圈子文化和“软信息”，双方在后续经营中可以比较顺畅地融合，从而能够在一定程度上化解反倾销壁垒带来的负面影响。

最后，本文以两国首都距离的对数值来衡量两国之间的地理距离①数据来源于CEPII 数据库。，而后按照地理距离的中位数将样本分为两组。表3 第(9)列中，F＿ADcase2 的回归系数显著为负，第(10)列中的系数则不显著，而且经验p值显示两者具有系统性差异。这意味着地理距离越远，反倾销制裁对跨国并购的负面影响越强烈。地理距离作为信息不对称的来源之一，会增加并购方的估值难度、沟通难度，使得搜寻成本、谈判成本和契约成本变得高昂起来，从而降低并购成功的可能性。

综合第(5)—(10)列的回归结果，我们认为假设2 成立。

(三)稳健性检验①稳健性检验结果请见《经济科学》官网“附录与扩展”。

(1)改变解释变量有效期。在稳健性检验部分，本文将反倾销措施的作用期限设置为从反倾销初步措施实施开始至反倾销措施撤销结束。相较于基准回归，反倾销措施的有效期有所延长。回归结果显示P＿ADcase2 的回归系数显著为负，结果仍然稳健。

(2)改变解释变量计算口径。基准回归中，我们根据东道国对中国HS 2 位数行业发起的反倾销事件存量确定每个并购企业遭遇的反倾销制裁强度。此处，我们进一步计算了东道国HS 4 位数行业下的对华反倾销强度(F＿ADcase4)。结果表明，反倾销强度的提高仍然显著降低了中国企业的跨国并购成功率，这与基准回归的结果保持一致。

(3)滞后一期。反倾销措施的实施可能具有一定的滞后性，为了考察这种政策滞后性并且在一定程度上缓解内生性问题，本文将所有解释变量和控制变量滞后一期后重新进行回归。结合回归结果可以发现，反倾销制裁对跨国并购成功率的负面影响仍旧存在，研究结论依然可靠。

(4)变换估计方法。常见的二值选择模型除Logit 模型外，还有Probit 模型。我们在此利用Probit 模型重新对式(23)进行估计。由回归结果可知，主要解释变量的回归系数和显著性并未发生显著变化，再次验证了本文的主要结论。

(四)内生性处理②内生性处理结果请见《经济科学》官网“附录与扩展”。

为了减少实证过程中可能存在的内生性问题，本文借鉴曹清峰等(2019b)的做法，使用国家面积之比、国家内部距离作为反倾销制裁的工具变量进行两阶段最小二乘估计。两个变量的衡量方式如下:一是国家面积之比，此处采用东道国国土面积land＿area与中国国土面积的比值表示；二是国家内部距离，本文参考Head 和Mayer (2002)的方法计算东道国的内部距离，用以衡量一个国家(地区)从生产地到消费地的距离，具体公式为。选用这两个变量的合理性在于:首先，国土面积是在历史上形成的自然特征，满足外生性要求；另一方面，国土面积越大，国家内部距离越大，越难以从内部获得所需产品，居民需求的满足越需要借助进口贸易，东道国实施自由贸易政策的可能性也越大，即反倾销与国土面积、国家内部距离之间存在负相关关系。

为了避免上述工具变量与国家固定效应之间产生多重共线性问题，同时使工具变量个数大于内生变量个数，本文将上述两个工具变量乘以年份虚拟变量。第一阶段回归结果显示，工具变量均显著为负，符合预期。在第二阶段的回归中，F＿ADcase2 的回归系数均显著为负，得到了与前文一致的结果，在处理内生性问题后研究结论仍具有可信度。此外，针对反倾销变量是否外生的Wald 检验，p值分别为0.0102、0.0003，拒绝反倾销制裁强度F＿ADcase2 为外生变量的原假设。同时，第一阶段的F值均大于16.38 且弱工具变量检验中的Wald 检验结果均显著，拒绝了弱工具变量的原假设。综上，选择国土面积之比、东道国国家内部距离作为反倾销的工具变量是恰当的。

五、进一步分析

(一)机制分析

反倾销制裁对被诉国的贸易竞争力具有显著的抑制作用。一方面，东道国的反倾销措施会提高中国出口企业的贸易成本，削弱企业的价格优势，降低企业的出口规模和产品竞争力，具有明显的贸易破坏效应(王孝松等，2015)。另一方面，反倾销制裁会恶化企业出口环境，加剧出口企业所面临的竞争压力，导致部分出口商退出东道国市场。出口产品数量和厂商数量的减少会导致市场份额迅速下滑，贸易竞争力指数下降。另外，中国遭遇反倾销制裁的产品大多是劳动密集型和资源密集型产品，这类产品技术含量低、附加值低、需求价格弹性大，意味着对反倾销制裁的敏感性更强，遭遇贸易壁垒后贸易竞争力下降尤为严重。此外，一国出口商的贸易竞争力越强，其跨国并购的成功率可能越高，反之亦然。在保护本国产业、重振本国实体经济的过程中，东道国将贸易竞争力强劲的外国企业视为“眼中钉”。为了规避上述风险，本国企业会转而选择以跨国并购的方式进入东道国市场，一方面可以充分利用东道国政府的外资优惠政策；另一方面，东道国政府鼓励能够带来技术转移和产品升级的相关投资，由此会大大提高并购成功率。同时，反倾销制裁会减弱企业贸易竞争力，使得出口利润大幅下跌，企业因缺乏资金难以支付交易对价从而使得并购活动难以顺利进行的概率大大上升。综上，反倾销壁垒通过降低并购企业的贸易竞争力进而降低企业的跨国并购成功率。我们将进一步检验此影响机制是否存在。

本文以并购企业所在HS 2 位数行业的贸易竞争力指数(TC 指数)来衡量企业的贸易竞争力，具体为中国某一HS 2 位数行业的净出口额与进出口总额之比，其数值越大代表贸易竞争力越高，所用数据来源于联合国商品贸易统计数据库(UN Comtrade Database)。而后，本文按照贸易竞争力指数的中位数将样本分成高贸易竞争力和低贸易竞争力两组。从理论上讲，由于高贸易竞争力企业贸易竞争力的可降低空间更大，所以反倾销通过降低贸易竞争力进而降低跨国并购成功率的效应理应在高贸易竞争力组更大或者更显著。实证检验发现，表4 第(1)列高贸易竞争力组中，反倾销的回归系数为－0.0329，在10%的水平下显著；第(2)列低贸易竞争力组中，反倾销的回归系数为－0.0204，统计上不显著。也就是说，相对于低贸易竞争力的企业，反倾销壁垒对跨国并购成功率的负面影响在高贸易竞争力的企业中更为突出。实证结果与理论推断相吻合，证实了贸易竞争力这一作用渠道的存在。

表4 机制分析

此外，本文还按照贸易竞争力指数的均值对样本进行划分，表4 第(3)列和第(4)列报告了具体的回归结果，F＿ADcase2 的显著性与前两列类似，同样说明贸易竞争力降低是反倾销壁垒抑制跨国并购成功率的主要渠道。

(二)跟风效应

外国对中国发起的反倾销调查具有明显的“跟风效应”。一方面，当东道国对中国某种产品发起反倾销调查时，大多数企业倾向于放弃东道国市场而采取从第三国转口进入或者直接出口第三国的战略，但这会引起第三国的担忧。为了避免中国产品涌入，第三国往往会采取预防政策来保护国内产业和维护公平竞争的市场环境，相继对中国的这种产品进行反倾销调查。例如，2015 年5 月外国对中国钢材行业密集提起反倾销调查。13 日，欧盟对原产于中国、日本、韩国、俄罗斯和美国的取向性硅电钢做出反倾销初裁，向中国征收28.7%的临时性反倾销税，期限为6 个月；14 日，欧盟对原产于中国和俄罗斯的冷轧钢板进行反倾销立案调查；28 日，澳大利亚宣布对原产于中国、印度尼西亚、日本和韩国的热轧钢板进行反倾销调查；29 日，韩国贸易委员会做出裁决，向中国制造的H 型钢征收28.23%—32.72%不等的惩罚性关税，征收期5 年。①资料来源:“欧盟对涉华取向硅电钢作出第一次反倾销日落复审终裁”，中国贸易救济信息网，2022 年1 月8 日，http://cacs.mofcom.gov.cn/article/ajycs/ckys/202201/171946.html；“欧委会宣布对中俄冷轧扁钢进行反倾销调查”，东方财富网，2015 年5 月18 日，https://finance.eastmoney.com/a/20150518507536420.html；“澳大利亚对华热轧钢板作出双反免税调查终裁”，商务部贸易救济调查局，2015 年9 月7 日，http://gpj.mofcom.gov.cn/article/zuixindt/201509/20150901105370.shtml；“我国钢铁出口世界第一 国外跟风对我国钢铁业反倾销调查”，前瞻产业研究院，2015 年7月8 日，https://bg.qianzhan.com/report/detail/458/150708-cf4ae8dc.html。第三国的跟风现象一方面是政治博弈下的“站队”行为，另一方面其抵制态度会反过来影响东道国，引发对并购申请的重新考量，进而施以更严格的审查和监管。而在此过程中体现出的出口产品核心竞争力不足的现实，可以倒逼企业不断提高供应链和价值链地位、调整出口商品结构和方向并实行出口市场多元化战略。

另一方面，东道国对中国某种产品发起反倾销调查，往往会引起其国内其他行业的关注进而向主管部门提起对华反倾销调查的申请，以求通过同样的手段保护本行业，即反倾销的继发性保护效应，这一现象更多地体现在上下游企业中。例如，2021 年9 月印度先后对中国的金属制品、医药制品、化学原料与制品发起反倾销调查。10 日，印度对原产于或进口自中国的不锈钢无缝钢管发起反倾销立案调查；17 日，印度对原产于中国的氧氟沙星及其中间体发起反倾销立案调查；30 日，印度又对原产于中国的甘氨酸、半成品眼镜片启动反倾销立案调查。①资料来源:“印度对华不锈钢无缝钢管启动反倾销立案调查”，北京市商务局，2021 年10 月18 日，https://sw.beijing.gov.cn/zt/mymcyd/yjxx/202110/t20211018＿2514965.html；“印度对华氧氟沙星及其中间体启动反倾销立案调查”，北京市商务局，2021 年9 月22 日，http://www.cacs.mofcom.gov.cn/article/ajycs/ckys/202109/170723.html；“印度对华甘氨酸启动反倾销立案调查”，福建省商务厅，2021 年12 月22 日，https://swt.fujian.gov.cn/xxgk/ztzl/ydmymcgzz/yjxx/202112/t20211222＿5797890.htm。东道国不同行业内相继发起反倾销调查，能够在一定程度上反映东道国对并购发起国的普遍态度，这可能使得中国企业的跨国并购行为处处受限。

为了验证上述两种“跟风效应”是否会影响中国企业在东道国的跨国并购成功率，本文分别统计了第三国t年对中国企业所属行业j最终实施并且仍处于有效期的累计反倾销事件总量F＿ADcaseF和t年东道国对除中国企业所属行业j外的其他行业最终实施并且仍处于有效期的累计反倾销事件数量F＿ADcaseH。表5 报告了具体的回归结果。第(1)列中，F＿ADcaseF的回归系数在1%的水平上显著为负，且系数的绝对值较表2 第(4)列的0.0191 有所下降，说明第三国的反倾销制裁会降低中国企业在东道国的并购成功率，存在跨国溢出效应，但是作用效果明显小于东道国的直接制裁。基于第(2)列的回归结果，我们可以认为东道国对中国其他行业的反倾销制裁会降低中国企业在本行业的跨国并购成功率，东道国国内存在跨行业溢出效应。这种跨行业溢出效应在一定程度上可以给并购发起国以预警，因为无论并购什么行业都可能受到其他行业带来的情绪传染，所以并购方要谨慎合理地选择并购行业和地点。由此研究假设3 得到验证。值得注意的是，回归系数F＿ADcaseH的绝对值大于表2 第(4)列的基准回归结果。对此，我们给出的解释是，F＿ADcaseH是东道国所有其他行业的累加值，叠加后的效果可能会大于单一行业。

表5 跟风效应检验

(三)网络结构特征

世界各国逐渐深度融入世界经济，全球价值链分工体系开始显现以发达经济体为主导、新兴市场和发展中经济体积极参与的经济全球化背景下的典型特征，各经济体之间的贸易依赖度不断加深，贸易政策的内在联系逐渐增强，经济体间的反倾销行为呈现出错综复杂的网络特征。前文研究主要关注反倾销双方的关系，此部分我们基于社会网络分析法考察反倾销网络中经济体间的相互作用，通过刻画某一经济体的网络结构特征来捕捉其在网络中的重要性。

本文使用节点度(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)四个指标来反映反倾销网络的拓扑结构。节点度是指与该节点相关联的边的数量，由于我们重点关注反倾销制裁的发起，故采用点出度(Out＿degree)衡量经济体发起反倾销制裁的广度，该数值越大，代表遭遇其制裁的经济体越多。以F＿ADcase2 为权重对点出度加权，可获得加权点出度(Weighted＿outdegree)，该指标反映经济体发起反倾销制裁的强度。我们采用某节点到其他所有节点平均距离的倒数值表示接近中心度，衡量网络中该节点与其他节点的邻近程度。中介中心度用于衡量某一节点控制和影响其他节点的能力，定义为其他节点间的最短路径中需通过该节点的比例，该数值越大，则表明该节点控制其他节点间反倾销关系的能力越强，其他节点模仿该节点行为的可能性越大(周灏，2015)。特征向量中心度用于度量一个节点在该网络中的影响力，用与该节点相连接节点的点度中心度来衡量该节点的重要程度。在反倾销网络中，特征向量较高的国家一般是反倾销制裁的发起方或者对象，代表其更易频繁地陷入反倾销摩擦中(周灏，2015)。

表6 为反倾销网络结构特征对跨国并购成功率的影响。第(1)列和第(2)列中，点出度和加权点出度的回归系数均显著为负，说明若东道国发起的反倾销制裁波及范围广、制裁强度大，则会明显降低跨国并购成功率，这反映东道国强烈的保护主义态度会阻碍并购行为的完成。第(3)列表明接近中心度与并购成功率之间存在负向关系，即东道国越趋近于反倾销网络的中心，跨国并购越不顺利。第(4)列中，中介中心度越高，企业的跨国并购成功率越低，说明若越来越多的其他经济体模仿和“跟风”东道国的反倾销行为，全球范围内弥漫的“独善其身”氛围会降低跨国并购成功率。第(5)列中，特征向量中心度Eigen＿centrality不显著，说明东道国自身所处的反倾销制裁境况并不影响中国对其的并购成功率。

表6 反倾销的网络结构特征对跨国并购成功率的影响

(四)调节效应

Bailey 等(2017)根据联合国大会投票数据测算了两国的理想点距离idealpoint，以此反映两国的政治立场相似度以及政治上的亲疏关系，其数值越小，说明两国政治理念越接近、政治关系越密切。为了考察双边政治关系在反倾销壁垒与跨国并购成功率之间的调节效应，本文引入理想点距离与反倾销制裁的交互项进行回归分析。从表7 第(1)列不难看出，交互项系数显著为负，说明双边政治关系正向调节了反倾销壁垒对跨国并购成功率的负面作用。可见，良好的政治关系能够缓解贸易摩擦带来的紧张关系，在一定程度上提高中国企业跨国并购成功率。在理想点距离的调节效应图①调节效应图请见《经济科学》官网“附录与扩展”。中，斜率为负，表示理想点距离变大、双边关系恶化，会使得反倾销壁垒对企业跨国并购成功率的负面影响增强，与实证研究结果保持一致。

表7 双边政治关系的调节作用

此外，我们还使用双边领导人的互访数据刻画双边政治关系，引入是否访问的虚拟变量ifvisit。只要当年中国领导人出访并购对象国或者对方国家领导人来访中国，ifvisit取1，否则为0。此处我们将领导人定义为国家元首和政府首脑，外交访问活动则仅限于国事访问、正式访问以及工作访问。为了再次验证上述的研究结论，我们进一步引入是否访问ifvisit与反倾销制裁强度F＿ADcase2 的交互项。表7 第(2)列中交互项系数显著为正，说明领导人访问能够增强政治互信，增进双方友谊，抑制东道国对中国发起贸易保护(王孝松和常远，2022)，降低投资贸易限制，从而在一定程度上缓解贸易制裁对跨国并购的消极影响。第(3)列和第(4)列分别是有、无外交互访活动的子样本回归结果。在有外交访问的样本中，F＿ADcase2 的回归系数不显著。相反地，无外交访问的样本中回归系数显著为负，研究结论再次被验证。

六、研究结论与启示

本文建立了中国企业在东道国市场上自由贸易、遭遇到反倾销制裁后继续出口或者选择跨国并购的理论模型，研究发现反倾销壁垒会降低跨国并购成功率。在此基础上，我们对BvD-Zephyr 全球并购交易数据库与世界银行临时性贸易壁垒数据库进行匹配整理，构建2000—2020 年中国企业跨国并购微观样本进行实证检验。研究结果表明，东道国对华采取反倾销措施整体上会降低中国企业的跨国并购成功率，在变换估计方法、改变变量测度方式以及考虑内生性问题后结论依然保持稳健。当东道国为非“一带一路”倡议沿线国家、不承认中国“市场经济地位”国家、制度质量较低且与中国文化距离和地理距离相差较远，反倾销制裁对中国企业跨国并购成功率的负面影响会被进一步放大。机制分析表明，反倾销壁垒对企业跨国并购成功率的负向影响，与一国行业贸易竞争力降低存在显著关联。反倾销制裁的“跟风效应”对跨国并购成功率存在明显的负向溢出作用:第三国的反倾销制裁会降低中国企业在东道国的并购成功率，存在跨国溢出效应。此外，东道国对中国其他行业的反倾销制裁也会降低中国企业在本行业的跨国并购成功率，存在跨行业溢出效应。反倾销制裁的网络结构特征(点出度、加权点出度、接近中心度、中介中心度)会显著降低并购成功率。最后，良好的双边政治关系有助于缓解反倾销制裁对跨国并购成功率的负面影响。

基于上述结论，本文得出以下政策启示:首先，中国企业应全面评估、理性应对反倾销制裁带来的机遇与挑战，采取积极审慎的跨国并购策略，以此提高跨国并购成功率。比如，企业在跨国并购时机及行业选择上，应该尽量避开目前频遭反倾销制裁的行业；在目的地选择上，尽可能选择文化相似度高、制度环境完善的周边邻近区域，同时加强与“一带一路”倡议沿线国家的经贸合作。其次，出口企业应加强研发创新，努力提高产品的竞争力和附加值，杜绝低价低质恶性竞争，降低中国遭受贸易摩擦的风险。再次，企业应该提高应对贸易摩擦的能力，采取合法有效的手段解决贸易争端，积极应诉、申诉以维护自身的合法权益。最后，中国政府应继续推进人类命运共同体建设，积极构建良好的双边、多边合作关系，以推动将高水平的政治关系优势转化为实实在在的国际合作成果，促进企业对外直接投资发展。