制度差異方向、關系網絡與跨國投資區位選擇

吳小節 ,馬美婷 ,汪秀瓊

(1.廣東工業大學 管理學院,廣東 廣州 510520;2.華南理工大學 旅游管理系,廣東 廣州 510006)

0 引言

近年來,受逆全球化和貿易摩擦的影響,中國政府強化對海外投資的管制,并積極推動“一帶一路”國家戰略,中國跨國企業對外直接投資(outward foreign direct investment,OFDI)區位正悄然發生變化。已經由歐美明顯地轉移到亞洲、大洋洲,而區域全面經濟伙伴關系協定(RCEP)的簽訂更是使得“一帶一路”沿線國家等太平洋西岸地區成為世界經貿體系的關鍵節點。然而,由于“一帶一路”沿線國家在宗教文化理念、政治認同、經濟政策和社會結構等方面迥然不同,使得中國企業對“一帶一路”沿線國家投資時選擇合適的區位具有特殊的難度。因此,探究中國跨國企業如何克服制度差異選擇合適的投資區位的作用機制則顯得尤為重要,這對跨國企業如何更好地到“一帶一路”沿線國家投資具有重要的實踐啟示意義。

制度差異指母國與東道國制度環境包括法律、法規、價值觀、規范及信仰間的相似程度[1],其使得跨國企業需承擔當地企業無需承擔的額外成本,并面臨著合法性缺失和信息不對稱的風險[2],這種先天“水土不服癥”則被稱為外來者劣勢[3]?，F有研究主要從以下兩方面探究制度差異與跨國企業投資區位選擇間的關系[4-5]。第一,基于制度理論視角探究不同制度差異類型的直接作用以及不同制度差異類型間的相互作用,主要集中于正式和非正式制度差異[6]及其相互作用[7]、管制、規范及認知制度差異[4]、廣義的制度差異[8]等;第二,結合制度理論和資源基礎觀、社會網絡理論、高階梯隊理論等[9],探究微觀和宏觀層面因素對制度差異與區位選擇間關系的調節作用。其中微觀層面因素包括企業層面的研發資源[10]、關系網絡[11]等和行業層面的具體行業[6]等,宏觀層面因素包括東道國市場規模,東道國制度質量[5]等。

總而言之,現有研究普遍認為制度差異對跨國企業的投資區位選擇很重要,但是對究竟選擇制度差異大的國家還是制度差異小的國家進行投資的結論尚未達成一致,且并未明確制度差異如何重要,制度差異與區位選擇間關系的“黑匣子”是什么?[5]基于此,本文認為現有研究仍存在以下兩方面的研究空間。第一,重視制度差異方向的關鍵作用[4,12-14]。一方面,中國跨國企業既可能進入制度環境比母國好的國家,也可能進入制度環境比母國差的國家[15]。而不同制度差異方向的國家對跨國企業的合法性要求等均不相同[4,12]。若不考慮制度差異方向性問題,跨國企業難以適應東道國的投資環境,進而導致海外運營受挫。另一方面,當跨國企業進入制度差異絕對值大小相同但方向不同的國家時,其可能會面臨著不同外來者劣勢的挑戰[4],因而投資區位選擇以及克服外來者劣勢的方式也可能不同[16]?，F有研究主要將制度差異方向劃分為制度順差和制度逆差,其中制度順差是指進入比本國制度體系、法律規范、市場監管等更完善的國家。制度逆差是指進入比本國政治風險高、制度變更頻繁的國家[4,12,14]。第二,重點關注跨國企業如何克服不同制度差異方向所帶來不同外來者劣勢的挑戰?，F有研究主要探討國家、行業、企業等不同層面因素的調節作用,很少關注跨國企業如何通過中介機制去塑造不同的制度環境[17],進而影響其投資區位選擇[6]。實際上跨國企業是嵌入到不同社會環境的行動者,其會在組織內外部尋找與投資區位相關的機會、制約因素以及合法性要求等各方面信息[18],來規避外來者劣勢[19]。所以,當跨國企業面對多重制度環境時,其可以選擇在什么地方、在什么維度、在什么程度上嵌入到各種制度環境中,特別是關系網絡這一非正式制度。這是因為企業可以有選擇地利用不同的關系網絡,有效地獲取和利用信息和資源,加強與其他經濟體、決策者間的信任[20],進而克服異質性制度環境所帶來的各種制約,實現組織內外部的協調[21]。對中國跨國企業而言,嵌入到組織內的政治關系網絡以及嵌入到組織外的華商關系網絡具有特別的優勢。這是因為:一方面,不同類型的關系網絡所擁有的優勢不同。其中,政治關系網絡主要發揮母國政府資源配置及身份角色,提升跨國企業的資源和信號傳遞優勢[22]。華商關系網絡主要發揮華商群體在東道國信息收集及商業合作等角色,使得跨國企業擁有信息和技術獲取優勢[23]。另一方面,政治關系網絡和華商關系網絡在不同制度環境的作用機制是不同的。如汪濤等[14]認為在制度質量好、交易環境透明的制度順差國家投資,更有助于中國跨國企業商業資源優勢的發揮。而在商業腐敗現象頻發的制度逆差國家投資,則會抑制商業資源優勢的發揮,更有助于中國跨國企業利用其自身的政治資源優勢及能力。所以,社會關系網絡視角對打開制度順差、逆差與跨國投資區位選擇間“黑匣子”具有重要的理論意義。

基于此,本文結合制度理論和社會網絡理論,探究在“一帶一路”背景下,中國跨國企業的政治關系網絡和華商關系網絡不同的中介機制,以回答不同的社會關系網絡是如何克服制度順差、制度逆差所帶來的外來者劣勢而影響跨國投資區位選擇這一關鍵問題。這進一步拓展了制度差異、企業戰略與社會關系網絡的相關研究,并將有效克服“制度重要還是關系網絡重要”的內在因果模糊性[28]。且對中國跨國企業積極響應“一帶一路”倡議,如何培養與運用企業自身不同的關系網絡優勢來選擇合適的投資區位具有重要的現實意義。

1 理論假設

1.1 制度差異與企業跨國投資區位選擇

制度是由管制、認知及規范等要素組成相對穩定的社會結構,其規定了哪些行為是合法的[24]。制度理論認為,企業的行為選擇應與制度規則保持一致,以獲得外部合法性,而合法性就是指符合公眾意見、法律力量等制度因素的一種表現[18]?；蛟谥贫燃s束下,企業為獲得合法性以保證生存,在組織結構和行為方式上漸趨相似的過程[24]?；谥贫壤碚?為了生存和發展,企業需遵守社會規則與規范,進而增強企業獲取資源和外部支持的能力[25]。當兩國在管制、認知和規范制度的差異程度[1]越大時,即制度差異越大時,跨國企業將面臨著嚴重的合法性缺失、信息不對稱等挑戰,增加了海外運營的額外成本而處于外來者劣勢[10,26]。所以,本文認為,當制度差異越小時,跨國企業更傾向于到該國進行投資,以削弱外來者劣勢的影響。具體表現為以下兩方面:

首先,在制度順差與跨國投資區位選擇方面。在市場交易不確定性相對較低的制度順差國家投資,中國跨國企業面臨的外來者劣勢主要體現為兩點。第一,更易遭受來源國劣勢。中國由于制度環境不夠完善和交易環境相對不夠透明,使得東道國的利益相關者往往對中國企業存在負面的刻板印象[27]。當制度順差越大時,來源國劣勢越明顯,使得中國跨國企業海外運營受到的限制及制約也就越嚴重,需遵守更嚴格的跨國經營審批程序,出口受到多重限制[26]?；诖?中國跨國企業更傾向于到制度順差小的國家投資,以規避嚴重的來源國劣勢。第二,產品質量更易遭受東道國利益相關者的歧視。由于制度順差國家的利益相關者往往認為新興經濟體企業的生產技術水平低,資源約束較嚴重,安全性更差[27],使得跨國企業獲取重要資源的渠道受阻以及合法性缺失,進而越難以保證其海外運營[28]。此外,相比于當地企業,跨國企業的競爭優勢較弱,難以生存。所以,跨國企業更傾向于選擇到制度順差小的國家投資。一方面規避嚴格的進入壁壘,進而削弱來源國劣勢以及產品品牌劣勢等,另一方面能夠充分利用制度順差國家良好的市場環境,進而參與到國際競爭,提高企業自身競爭優勢。

其次,在制度逆差與跨國投資區位選擇方面。在交易風險及交易不確定性更高和海外運營的額外成本更高的制度逆差國家投資[4],跨國企業面臨的外來者劣勢具體表現為兩點。第一,制度環境更難以預測,不熟悉成本更高。一方面,制度逆差越大,跨國企業對東道國制度、政治環境以及對商業規范、市場規則等不熟悉以及信息缺失的程度越嚴重[29],越難以做出符合制度環境要求的戰略反應[30]。另一方面,制度逆差越大,東道國對知識產權的保護越不足,制度變更越頻繁。這更容易造成不公平的市場和資源配置問題,使得交易環境難以預測,阻礙了跨國企業到制度逆差大的國家進行投資[31]。第二,管制、法制環境更不完善,機會主義行為越容易發生。制度順差國家中完善的監管制度能夠限制機會主義行為[32],但制度逆差國家的商業腐敗行為往往盛行,進而難以有效監督、控制跨國企業間的機會主義行為。此外,由于政府的效率較低,跨國企業的經營活動常被政治干預[13-14]?；诖?跨國企業更傾向于到制度逆差小的國家投資。一方面,規避高昂的不熟悉成本及機會主義,進而降低外來者劣勢以及交易不確定性。另一方面,制度逆差小的國家所存在的制度缺陷,使得中國跨國企業更傾向于利用非正式制度以充分發揮企業自身資源和能力,進而快速適應制度變更[33]。綜上,故提出以下假設:

H1a在其他情況相同的條件下,制度順差越小,企業向該東道國投資的可能性越大

H1b在其他情況相同的條件下,制度逆差越小,企業向該東道國投資的可能性越大

1.2 社會關系網絡的中介作用

任何一個企業或個人的經濟行為均嵌入到社會關系網絡中,社會網絡結構會對個體行為產生約束與限制[20]。此外,網絡位置、結構代表著關系節、信息流的方向,不同的網絡結構或不同的網絡地位涵蓋了不同的信息,所以社會關系網絡是企業獲取信息、資源、信號傳遞的重要途徑[34]?，F有研究主要基于網絡連接對象不同而將跨國企業的社會關系網絡分為政治關系網絡和商業關系網絡,其中政治關系是指同母國中各級政府官員、行業協會以及監管和支持機構如稅務局、國有銀行等所形成的網絡[22]。商業關系是指與東道國供應商、客戶、合作者和競爭者等所形成的網絡。對中國轉型經濟體而言,以宗親、鄉土以及行業等多圈層關系為紐帶所形成的華人商業關系網絡[35]備受國際商務研究的關注,且其在助推“一帶一路”建設中具有不可替代的獨特作用[36]?；诖?本文認為政治關系網絡和華商關系網絡在制度順差、逆差與跨國企業跨國投資區位選擇間的中介效應存在差異性。

首先,在制度差異與社會關系網絡方面。中國跨國企業更傾向通過關系網絡獲取機會、信息和資源來克服外來者劣勢。①到制度順差國家進行投資,相比于政治關系網絡中所可能帶來的刻板印象等,跨國企業更傾向于通過華商關系網絡來獲取商業資源等信息,進而削弱來源國劣勢。具體原因如下:其一,關系網絡適用情境。制度順差國家的規范化制度體系、嚴格的監管機制及完善的市場機制為發揮企業商業關系網絡價值提供了有力的保障[37],使得華商關系網絡中的受教育水平、商業成功實踐的經驗等在知識產權保護充分、優質營商環境的制度順差情境下的積極作用更凸顯[36]。與之不同的是,跨國企業一方面難以通過政治關系網絡進行尋租活動,以獲取政府的支持及發揮政治資源優勢[14]。另一方面,相比于政治關系網絡所可能帶來的歧視等問題,相比于企業更傾向于通過華商關系網絡構建對中國跨國企業更加寬容的營商環境以彌合兩國間的制度差異[36],削弱來源國劣勢。其二,華商關系網絡如何克服制度順差帶來的外來者劣勢。到制度順差國家投資,跨國企業還會遭受到產品質量、產品品牌等方面的歧視而難以獲得當地消費者、利益相關者的認可?；诖?跨國企業更傾向于通過華商關系網絡獲取東道國相關生產技術、供應商變化和消費者需求偏好等市場信息[36],以更快地適應以及熟悉東道國的商業實踐活動。此外,由于華商關系網絡間的高度信任感,中國跨國企業更易轉移和吸收華商間的隱性知識以實現技術共享和擴散[38],進而削弱制度順差國家對跨國企業技術歧視等外來者劣勢的負面影響。②到制度逆差國家進行投資,由于監管等制度的不完善,相比于華商關系網絡所帶來多樣化的市場交易信息,跨國企業更傾向通過政治關系網絡所傳遞的合法性信號及利用其資源配置優勢,進而克服不熟悉以及機會主義行為等外來者劣勢。具體原因如下:其一,關系網絡適用情境。制度逆差國家的制度體系以及市場機制尚不完善,為企業的政治關系網絡提供了制度空隙,使得企業更傾向于利用自身的政治能力[14]。一方面,政治關系網絡是中國跨國企業到制度環境較差的國家投資運用非市場戰略中最重要的一種關系紐帶,企業往往可以通過該網絡獲取相關的政策、制度等隱性信息,化解政策變動、高不確定性等交易風險[39]。另一方面,中國跨國企業在國內掌握了管理政治風險的非市場能力,其更傾向于發揮印記效應,充分利用政治關系網絡來對東道國的政治風險進行類似管理[40]。華商關系網絡的形成并不以政府為主體,而是在企業間的相互投資中形成,所以更多是基于市場規則自發進行交易。這既缺少了官方間的經濟協定,也難以具有對超國家和跨地區進行經濟協調的權力[41]。然而制度逆差國家往往因監管機制不完善、營商環境不透明,使得盜版腐敗問題頻發[13]。所以,企業一方面難以通過華商關系網絡對此進行約束與限制,另一方面企業的商業關系網絡難以在缺乏公平競爭、良好的市場環境中發揮作用[13-14]。其二,政治關系網絡如何克服制度逆差帶來的外來者劣勢。企業更傾向于通過政治關系網絡發揮母國特定的制度相對優勢以彌補合法性缺失。一方面,企業通常更有可能通過政治關系網絡獲得稀缺的資源[42]來應對制度逆差國家動蕩的政治環境、變化莫測的政策信息等所帶來的高不確定性、高風險性和高交易成本等問題,如稅收優惠、銀行貸款等可以減緩企業跨國投資的高額交易費用[43]。另一方面,政企關系作為中國跨國企業聲譽的一種信號,具體包括企業未來經營業績的聲譽機制、企業良好發展前景和社會聲譽的優良信號[44]。與在制度順差國家更易遭受嚴格審查等限制不同,這可使得企業在制度逆差國家更易得到利益相關者等的信任與認可,進而促進市場開拓。

其次,在社會關系網絡與區位選擇方面。當制度差異越小時,中國跨國企業所具有的特別優勢則具有高度適應性[45]。所以當社會關系網絡強度越強,越有利于企業獲得和識別對外投資機會[46],更易獲取國際化過程中所必需的相關資源[47],到制度差異小的國家進行投資以充分發揮其特別優勢。但不同的社會關系網絡類型對跨國企業的戰略決策行為的影響機理不同[48]。具體表現為:①華商關系網絡強度對企業跨國投資區位選擇的影響。其一,華商關系網絡的特定優勢。其是跨國企業外部網絡,關系范圍廣且包含主體多樣如各國的工商網絡等,能夠獲取投資地區特有的信息與知識[49]包括產品信息、市場變革信息及事件、合作伙伴可信度信息[50]以及技術資源,進而提升企業創新能力等[38],這在較健全的東道國市場機制中則更具明顯的作用。其二,華商關系網絡的重點作用機制,其能克服信息不對稱、高交易成本等外來者劣勢問題而使得跨國企業更傾向于到華商關系網絡密集的東道國進行投資。但到制度逆差國家投資時,跨國企業往往面臨著因不完善的市場機制、知識產權保護力度不足等制度約束,而陷入難以充分發揮商業信息以及利用商業機會價值的困局,所以跨國企業更傾向于到制度順差小的國家進行投資。這既可以充分利用制度順差國家相對透明的營商環境和公平競爭的市場[48],提升商業信息的傳播效率[51],進而尋求經濟活動的發展空間[23]。也可以與合作者進行學習交流以促進知識轉移和技術獲取[50],以達到國際擴張的目的。②政治關系網絡強度對企業跨國投資區位選擇的影響。其一,政治關系網絡的特定優勢。其是跨國企業內部網絡,主要與政府官員間、機構間所形成的密切關系,使得跨國企業能夠獲取更多隱性、宏觀的信息,如行業調整、政策走勢等。一方面,這可向外界傳遞企業良好的發展前景以及社會聲譽等優良信號[44],使企業更易獲得合法性。另一方面,可以獲得更多優惠條款、更多貸款、更優惠稅率、更高市場占有率以及更多補貼和寬松管制等[43,52],進而降低高昂的交易成本,而這在政治風險高、制度不完善的東道國中的作用更顯著。其二,政治關系網絡的重點作用機制,其能降低制度差異所帶來的高交易風險及成本而使得跨國企業更傾向于發揮政治關系網絡的資源及信息效應進行跨國投資。但到制度順差的國家進行投資時,政治關系網絡強的跨國企業往往面臨著更嚴格的審查和限制,面臨著制度劣勢、產品劣勢等困境[27],所以跨國企業更傾向于到制度逆差小的國家進行投資。一方面,“一帶一路”倡議提出后,中國政府在企業對外投資扮演著重要的角色[53]。當政治關系網絡越強,其在制度逆差國家的效用價值更高,使得跨國企業越快掌握政策動態等信息資源以獲取外部合法性[54],進入該地區投資的意愿就越強。另一方面,基于“一帶一路”倡議,中國跨國企業的投資區域主要集中于歷來與中國關系良好的發展中國家和部分欠發達國家,如中國在非洲以及東南亞進行的大量投資[55]。意味著,政治關系網絡越強,跨國企業越傾向于遵守中國政府制定的政策與規則條例,而到新地區進行對外投資。故提出假設2a 和2b:

H2a相比于政治關系網絡,在其他條件相同的情況下,制度順差越小,企業越傾向于通過華商關系網絡獲取東道國信息克服外來者劣勢,進入該東道國進行投資

H2b相比于華商關系網絡,在其他條件相同的情況下,制度逆差越小,企業越傾向于通過政治關系網絡獲取母國資源克服外來者劣勢,進入該東道國進行投資。

綜上,故提出以下概念模型,如圖1 所示。

圖1 概念模型Figure 1 Conceptual model

2 研究設計

2.1 樣本選取與數據來源

本文基于中國A 股上市的企業股票代碼、交易事件公告日、對外投資標的企業名稱和標的國家將SDC 湯姆森并購數據庫、BvD-Zephyr 全球并購交易分析庫與CSMAR 國泰安數據庫中的子數據庫《海外直接投資》的交易事件進行匹配,并基于以下8 條篩選標準進行樣本選擇。1)跨國并購為完成的交易狀態,剔除假定已完成和預期完成的樣本;2)剔除標的地為中國香港特別行政區、中國澳門特別行政區、中國臺灣和注冊在英屬維爾京群島,百慕大,盧森堡,開曼群島,馬紹爾群島,薩摩亞等避稅天堂的樣本;3)剔除同一控制下合并的交易活動和增持交易(即該次并購前已對標的企業達到了控股比例);4)剔除行業為金融類、市場服務類、保險類的樣本;5)剔除ST、?ST 或PT 的樣本企業;6)若同一年發生多次海外投資事件,則取注冊資本最大或交易時間較早的交易活動,不同年份的海外投資計多次交易活動,且對于同一交易活動出現在不同年份的樣本則取首次海外投資事件;7)按照CSMAR 的子數據庫《海外直接投資》對“一帶一路”國家的統計口徑,篩選出到“一帶一路”國家投資的樣本;8)參考Hernández 等[4]對企業OFDI 區位篩選的標準,剔除在數據期間,到同一區位投資頻次低于3 次的樣本,最終得到2009 至2018 年共564 個樣本企業,到31 個東道國進行884 次海外投資的非平衡面板。其中到20 個制度順差的東道國進行海外投資共469 個樣本企業,700 個觀測值,到11 個制度逆差的東道國進行海外投資共136 個樣本企業,184 個觀測值。國家、企業層面的數據主要來源于世界銀行、Hofstede 指標、CEPII、WIND 和CSMAR 等數據庫。對于部分缺失數據,本文通過查閱企業年報、巨潮資訊網以及通過均值插補的方法進行了補充,并滯后一期與樣本企業進行匹配以緩解可能存在的反向因果關系問題。數據結構包括884 個“企業-年份”組合,每個“企業-年份”組合都有多條觀測,每條代表企業的對外投資的一個可能的區位選擇[56],為此本文可以構建“企業-年份-國家”的潛在區位集合,最終整個樣本共有27466 個觀測值。

本文以2009 年為海外投資樣本收集起始年(樣本基期為2008 至2017 年)主要有兩點原因:1)2008 年金融危機席卷全球,對還處在轉軌經濟背景下的中國海外經營企業具有巨大沖擊;2)CSMAR 數據庫對團隊層面政治關系統計從2008 年開始。

2.2 變量測量

(1)被解釋變量:對外投資區位選擇(locationchoice,LC)。在樣本時間范圍內,企業共到31 個國家進行對外投資,當該國家為企業當年所選的投資區位時,被解釋變量區位則取值為1,其余30 個國家對應的區位取值為0。

(2)解釋變量:制度差異(institutionaldifference,ID)?，F有的研究對制度差異大小的測量主要是基于①全球治理指數包括民主議政、政治穩定、政府效率、監管質量、法制環境和腐敗控制六個維度進行測量[12];②基于全球權威的評價指標之一即廣泛的制度概念的經濟自由指數進行測量,包括政府誠信、政府開支、稅收負擔、商業自由、貿易自由、貨幣自由、投資自由、金融自由、財產權和勞動自由十個維度,數值越高表示制度環境越好[57]。而對制度差異方向(institutionaldifferencedirection,IDD)的判別主要基于因子分析法,對全球治理指數六個維度的指標進行主成分提取,①計算東道國公因子1 與中國公因子1 的落差值;②計算其因子得分,東道國的因子得分與中國的因子得分的落差值,若大于0,則為制度順差(positiveinstitutionaldistance,PID),若小于 0,則為制度逆差(negativeinstitutionaldistance,NID)[4,12,57]?；诖?本文對全球治理指標進行因子分析,以公因子1 進行制度差異方向的判斷,另外基于經濟自由指數參考Kogut 和Singh[58]的方法對制度差異大小進行測量,計算公式:

其中,Iih代表第h個東道國的第i個制度維度,Iic代表中國的第i個制度維度,Vi是第i維度的方差。

(3)中介變量:社會關系網絡。①華商關系網絡(overseaschinesenetwork,OCN)。海外華僑人數的數據主要來源于《海外僑情觀察》《世界僑情報告》《“一帶一路”相關地區與國家僑情觀察》和《僑務統計年報》,對于有缺失值的國家則采用均值插補的方法進行補充。此外,借鑒Rauch 和Trindade[59]和梁育填等[60]的方法,用第t 年居住在i 國的華人華僑人口占i 國總人口的比例與當年中國海外華人華僑人口占中國總人口比例的乘積來進行測度華商關系網絡的密切程度。即一國華人華僑的比例越大,該國華人華僑之間聯系越密切。并以各東道國華人華僑人口占該國總人口的比例[61]作為穩健性檢驗。②政治關系網絡(political relationshipnetwork,PRN)。本文所界定的政治關系網絡為企業與母國政府間的所建立的聯系。而對于政治關系網絡的測量,則參考宋鐵波等[62]的做法,采用對董事會成員所在的政府機構的最高級別加1 取自然對數來衡量政治關系網絡的強度(取連續型變量),其中在國家級機構任職取值5,在省級機構取值4,在市級機構取值3、在縣級機構取值2、在鄉鎮及以下機構取值1、無任職取0。在穩健性檢驗中,則進一步限定有政治背景人員的范圍,即該人員要在董事會中任職且為高層管理者,那么其所在的政府機構最高級別即為企業的政治關系網絡強度[63]。數據主要來源CSMAR 和巨潮資訊網。

(4)控制變量:本文涵蓋了宏觀和微觀層面的控制變量,具體的測量方式及參考文獻,如表1 所示。

表1 控制變量的測量方式與參考來源Table 1 The measurement and references of control variables

2.3 模型設計

為驗證以上假設,本文設置了面板數據的混合Logit 回歸模型和雙向固定效應模型進行分析。借鑒MacKinnon[68]、劉紅云等[69]和方杰等[70]對因變量為分類變量時中介效應的分析步驟,進行Sobel 檢驗。主要原因在于:相比Boostrap檢驗[71],若Sobel 檢驗支持中介效應的顯著性時,其所得到的結果相對更保守(consevative)[72]?；诖?本文需要設置以下模型:

①模型1 為因變量與控制變量間的混合Logit 回歸;②模型2 為因變量與自變量、控制變量的混合Logit 回歸,得到c的估計值及對應的標準誤SEc的估計值;③模型3、5、7、9為中介變量與自變量、控制變量的雙向固定效應的線性回歸,得到a 的估計值及對應的標準誤SEa;④模型4、6、8、10為因變量與自變量、中介變量、控制變量的混合Logit 回歸,得到b和c′的估計值及其對應的標準誤SEb和SEc′。但在非線性回歸模型中,變量的回歸系數(尤其是交互項的回歸系數)的顯著性只能判斷解釋變量是否能夠預測被解釋變量,而并不能直接反映兩者間關系,所以為更好地詮釋回歸結果,討論邊際效應更具意義[4,73]。因此,本文對混合Logit回歸結果的分析均為邊際效應。

在實證分析前,為確保模型估計的有效性和一致性,本文對數據進行如下處理:①對數據在1%水平上縮尾處理。②方差膨脹因子(VIF)診斷,結果顯示各模型的VIF 均值約為2.30 至5.10 間且各變量VIF 值幾乎均小于10,說明多重共線性問題的影響較小。③為避免面板數據可能存在時間序列、截面相關、異方差以及因遺漏變量而帶來的內生性偏誤等問題,本文使用Stata15.0 并借鑒Hernández 等[4]的方法,采用混合Logit 模型進行非線性回歸,并以面板為聚類的聚類穩健標準誤以規避出現同一個體在不同時期擾動項自相關的問題[74]。此外,借鑒宋鐵波等[62]的方法,采用雙向固定效應模型進行線性回歸,并采用Driscoll-Kraay 標準誤進行估計,以規避出現低估標準誤差的問題。

3 實證結果與分析

3.1 描述性統計分析

表2 為本文的回歸結果及關鍵變量的描述性統計結果。結果顯示,制度順差的均值為1.462,而其方差較大,代表制度順差東道國的制度差異大小相差較大;而制度逆差的均值為1.043,方差較小,代表制度逆差的東道國的制度差異大小較為集中。華商關系網絡均值為0.299,政治關系網絡均值為1.152,代表中國企業的政治關系網絡強度往往高于其華商關系網絡強度。

表2 描述性統計及相關分析結果Table 2 Descriptive statistics and correlation analysis results

3.2 多元回歸分析

(1)制度順差與企業對外投資區位選擇的回歸結果

首先,進行控制效應的闡述。表3 中的模型1 是包含控制變量的企業跨國投資區位選擇預測模型,其中制度差異大小(β=-0.001,p>0.1)、東道國資源稟賦(β=-0.001,p>0.1)、政府效率(β=0.005,p>0.1)、高管異質性(β=0.001,p>0.1)與區位選擇無顯著性關系;而制度差異方向(β=-0.017,p<0.01)、地理距離(β=-0.008,p<0.05)、文化距離(β=-0.009,p<0.01)、東道國經濟穩定性(β=-0.001,p<0.01)與區位選擇顯著負相關;東道國市場規模(β=0.020,p<0.01)、東道國市場潛能(β=0.003,p<0.01)、東道國開放度(β=0.002,p<0.01)、東道國技術資產(β=0.000,p<0.05)、信息披露程度(β=0.004,p<0.01)與區位選擇顯著正相關。其次,主效應的檢驗結果。模型2 中,制度差異大小?制度差異方向(β=0.016,p<0.1,c=0.016,SEc=0.009)與區位選擇顯著相關,代表著制度差異大小對企業對外投資區位選擇的影響與制度差異方向有關。此外,本文還需考慮制度差異大小在不同值時的邊際效應,以判斷制度順差、制度逆差究竟如何影響企業對外投資的區位選擇。如圖2 的邊際效應圖所示,企業對外投資區位選擇的可能性隨著制度順差(制度逆差)增加而減小,則支持H1a、H1b。接著,中介效應的檢驗結果。模型3 中,進行華商關系網絡與制度順差的線性回歸,制度順差(β=0.068,p<0.01,a=0.068,SEa=0.019)與華商關系網絡顯著正相關。模型4 中,區位與制度順差、華商關系網絡及控制變量進行混合Logit 回歸,制度順差(β=-0.018,p<0.1,c′=-0.018,SEc′=0.010),華商關系網絡(β=0.110,p<0.01,b=0.110,SEb=0.037)。由于模型2、3 和4 中的回歸系數不可比,所以在計算中介效應前需要對系數進行標準化處理,使得各模型的系數的量尺與標準化的預測變量的單位相一致[75]。標準化的計算步驟及公式如下:

圖2 制度差異大小的邊際效應圖Figure 2 The Marginal effect graph of institutional difference

表3 制度順差、制度逆差相關分析的回歸結果表Table 3 The regression results of positive institutional difference and negative institutional difference

第一步,計算自變量(X)、中介變量(M)、Y′和Y″的標準差、方差以及X 和M 的協方差。

第二步,標準化回歸系數。

第三步,計算中介效應。

基于此,在制度順差時,華商關系網絡中介效應對應的系數乘積及標準誤為:

abstd==0.006,SE(abstd)==0.003,Sobel 檢驗Z== 2,2>1.96,說明制度順差通過華商關系網絡所建立的商業資源優勢對企業跨國投資區位選擇有顯著的間接作用。同理,可求得政治關系網絡中介效應對應的系數乘積及標準誤為:abstd=0.000009,SE(abstd)=0.00014,??Z=0.642<1.96,說明制度順差通過政治關系網絡對企業跨國投資區位選擇并未有顯著的間接作用,則支持H2a。

(2)制度逆差與企業對外投資區位選擇的回歸結果

表3 的模型7 中,進行華商關系網絡與制度逆差的線性回歸,制度逆差(β=0.269,p<0.01,a=0.269,SEa=0.039)與華商關系網絡顯著正相關。模型8 中,區位與制度逆差、華商關系網絡及控制變量進行混合Logit 回歸,制度逆差(β=-0.017,p>0.1,c′=-0.017,SEc′=0.028),華商關系網絡(β=0.015,p<0.1,b=0.015,SEb=0.009)。模型9 中,制度逆差(β=-1.228,p<0.01,a=-1.228,SEa=0.206)與政治關系網絡顯著相關,模型10 中,制度逆差(β=-0.013,p>0.1,c′=-0.013,SEc′=0.009),政治關系網絡(β=0.004,p<0.05,b=0.004,SEb=0.002)?；诠? 至15 可得,華商關系網絡中介效應對應的系數乘積及標準誤為abstd=0.001,SE(abstd)=0.0007,Z=1.619<1.96,說明制度逆差通過華商關系網絡所建立的商業資源優勢對企業跨國投資區位選擇無顯著的間接作用;政治關系網絡中介效應對應的系數乘積及標準誤為abstd=-0.002,SE(abstd)=0.001,|Z|=|-2.018|>1.96,說明制度逆差通過政治關系網絡對企業跨國投資區位選擇有顯著的間接作用,則支持H2b。

3.3 進一步檢驗

自“一帶一路”倡議提出以來,國有企業和非國有企業均得到了更多潛在的跨國投資機會。但由于國有企業和非國有企業在治理結構[76]、資源能力獲取、交易風險及不確定性等多方面的差異程度較大[62],所以本文認為當企業所有權性質不同時,制度差異方向對社會關系網絡的影響也不同。具體表現為:第一,相比于非國有企業,當進入制度順差國家,國有企業與政府間密切的關系網絡,更易使得國有企業遭受來源國劣勢、身份歧視等。其對外投資的動機更易遭受東道國政府或利益相關者的質疑[77],為促進國有企業到“一帶一路”沿線的制度順差國家投資,國有企業更傾向于通過華商關系網絡進入該東道國進行投資。一方面,華商關系網絡可以削弱國有企業自身政治基因的影響,使得國有企業更易獲得合法性,進而削弱外來者劣勢。另一方面,國有企業可以通過華商關系網絡獲取多樣化的消費者、供應商等市場信息,以參與到公平的市場競爭中。

第二,當進入制度逆差國家,由于當地制度環境的易變性,政府政策難以預測等問題,無論是國有企業還是非國有企業,均更傾向于通過政治關系網絡以克服不熟悉以及機會主義行為等。一方面,與中國政府間的關系紐帶使得跨國企業獲得更多的政策支持、資源配置等方面的優勢。另一方面,與中國政府間的政治關系網絡可以向制度逆差國家政府或利益相關者傳達企業良好社會身份等信號,使得制度逆差國家政府及利益相關者更容易接受中國企業的投資行為,進而更容易獲取合法性。所以無論是國有企業還是非國有企業,均會充分發揮自身的政治關系網絡優勢,以發揮母國的制度優勢,扎根于東道國。故本文以企業所有權性質為調節變量,探討國有企業、非國有企業對制度差異與政治關系網絡、華商關系網絡間關系的調節作用,進一步檢驗上述研究結果的穩健性。根據溫忠麟和葉寶娟[78]對前端調節中介效應的檢驗步驟,設立如下有調節的中介模型:

當公式16 中制度差異與企業所有權性質的交乘項系數顯著,以及公式6 中華商關系網絡或者政治關系網絡的系數顯著時,則調節中介效應成立[78]。實證結果顯示(如表3 所示),進一步檢驗中,制度順差與企業所有權性質的交乘項(β=0.012,p<0.05)正向顯著,模型4 中華商關系網絡(β=0.110,p<0.01)正向顯著,即當制度順差越小時,國有企業更傾向于通過華商關系網絡到制度順差國家進行投資。制度逆差與企業所有權性質的交乘項(β=0.144,p>0.1)正向但不顯著,模型10 中政治關系網絡(β=0.004,p<0.05)正向顯著,即企業所有權性質對政治關系網絡的中介效應沒有顯著的調節作用。所以制度逆差越小,無論是國有企業還是非國有企業均傾向于通過政治關系網絡到制度逆差國家進行投資?？傮w而言,進一步檢驗結果驗證了本文的研究假設,使得本文的研究結論更加可靠。

3.4 內生性檢驗

個體、組織的經濟活動、市場的要素發展及經濟的增長均會受到制度的約束[79],且多數學者證明,制度在此過程中起著根本的決定性作用,認為不同國家的制度選擇是內生決定的[80]。所以,本文中制度差異大小、制度差異方向、制度順差、制度逆差可能為內生變量。為解決混合Logit 模型中所可能存在的內生性問題,參考相關研究[81,82,83,84]以及對工具變量選取的標準、步驟及建議[74],本文主要選擇了①遺傳距離(genetic distance,GEND)和制度差異大小滯后3 期(ID_3)作為制度差異大小的工具變量;②遺傳距離方向(GENDD)作為制度差異方向的工具變量;③遺傳距離?遺傳距離方向(GEND?GENDD)和制度差異大小滯后3 期?遺傳距離方向(ID_3?GENDD)作為制度差異大小?制度差異方向交乘項(即制度順差、制度逆差)的工具變量。對遺傳距離的測量主要借鑒如下計算公式[81]:

其中,WNeii,j為國家i與國家j間的遺傳距離,si,p表示i國中民族p的人口占總人口的比例,sj,q表示j國民族q的人口占總人口的比例,dp,q表示民族p與q之間的遺傳距離。此外,以遺傳距離均值為劃分標準,將遺傳距離方向分為高遺傳距離國家和低遺傳距離國家[83]。若中國跨國企業所到的東道國處于高遺傳距離國家,則編碼為1;若中國跨國企業所到的東道國處于低遺傳距離國家,則編碼為0。鑒于民族人口數據的難以界定性與不確定性,為降低測量誤差,本文測算中國與其他國家間的遺傳距離以及判斷高遺傳距離和低遺傳距離的數據主要來源于黃新飛等[83]的研究。此數據發表于《經濟學(季刊)》,并已得到大多數學者的引用,具有一定的權威性與認可度。

此外,在二元離散選擇模型應用工具變量方法中,probit模型具有相對成熟的估算程序(ivprobit 模型)?；诖?本文借鑒駱永民等[85]的步驟以及袁微[86]的操作命令進行檢驗:第一,使用probit 模型,考察混合logit 模型的穩健性。第二,初始工具變量檢驗。第三,過度識別檢驗,判斷工具變量是否為外生變量,與擾動項不相關。第四,弱工具變量檢驗,判斷內生變量和工具變量的相關性[87]。結果如表4 所示,首先,probit 模型回歸與混合logit 模型回歸所得到的結論相一致,回歸結果穩健。即制度順差、逆差越小,跨國企業更傾向于到該國投資。其次,對上述工具變量分別進行初始工具變量檢驗、過度識別檢驗和弱工具變量檢驗時,發現GEND、ID_3、GENDD、GEND?GENDD、ID_3?GENDD未通過過度識別檢驗,即所選的工具變量存在過度識別的可能?；诖?本文最終選取GEND、GENDD、ID_3?GENDD三個工具變量進行內生性檢驗,ivprobit 模型的初始工具變量檢驗結果發現,Wald 卡方統計量顯著(chi2(3)=69.86,p<0.01),即在1%的顯著水平上認為制度差異大小、制度差異方向、制度差異大小與制度差異方向交乘項為內生解釋變量,所以有必要進行工具變量分析。首先,在第一階段回歸結果中,遺傳距離(GEND)、遺傳距離方向(GENDD)、制度差異大小滯后3期與遺傳距離方向交乘項(ID_3?GENDD)分別與制度差異大小(ID)、制度差異方向(IDD)、制度差異大小與制度差異方向交乘項(ID?IDD)在1%的水平上顯著相關,且弱工具變量檢驗中AR、Wald 檢驗均在1%的水平上顯著,則表明所選的工具變量不是弱工具變量。過度識別檢驗中,由于內生變量數等于工具變量數,則無需進行檢驗[112]。其次,在第二階段回歸結果中,相較于一般probit 模型的回歸結果,ivprobit模型回歸結果中的效應值更高,其中制度差異大小與制度差異方向的交乘項與跨國區位選擇顯著正相關(β=1.851,p<0.01),制度差異方向與跨國區位選擇顯著負相關(β=-1.769,p<0.01)。說明若不考慮內生性,原有模型會低估制度差異方向、制度順差大小、制度逆差大小對企業跨國投資區位選擇的作用。

表4 制度順差、制度逆差與跨國投資區位選擇的內生性檢驗結果Table 4 Endogeneity test results between positive and negative institutional difference and location choice in OFDI

4 穩健性檢驗

本文從Bootstrap 中介檢驗、更改華商關系網絡和政治關系網絡測量方式及制度差異滯后期數兩方面進行檢驗。

4.1 Bootstrap 中介檢驗

受限于全球價值鏈低端鎖定、產能過剩等挑戰,中國制造業的發展陷于困局中,而“一帶一路”倡議對中國擴大內需、調整結構、制造業轉型升級、重塑制造業的國際競爭優勢具有重要的戰略作用[88]。意味著中國制造業企業在“一帶一路”倡議提出后,更傾向于到“一帶一路”沿線國家投資?；诖?中國跨國企業到“一帶一路”沿線國家投資的特定年份和特定行業可能會干擾本文的研究結論[77]。所以,與混合Logit 模型考慮年份、行業虛擬變量不同,本文設定年份、行業兩個分類變量作為控制變量以控制年份、行業的影響。①年份分組變量,以“一帶一路”倡議簽訂的年份為劃分界線,若在2009—2013 年間(Yr=1),2014—2018 年間(Yr=0)[77];②行業分組變量,區分為非制造業(Inds=1)和制造業(Inds=0)[89]。這主要基于兩點原因:第一,考慮潛在的樣本選擇偏差問題[77]。第二,Hayes 認為在Bootstrap 進行中介效應檢驗時,以虛擬變量還是二分變量對多分類變量進行表示,本質上,效果是一致的,采取哪種方式取決于研究目的[90]?；诖?本文主要考慮特定年份區間、特定行業等控制變量時,采用偏差校正的非參數百分位Bootstrap 進行重復性抽樣檢驗,進一步驗證華商關系網絡、政治關系網絡中介效應的穩健性。其中,置信區間設置為95%,重復抽樣5000次,若置信區間不包括0,則說明中介效應存在[71,90]。如表5所示,華商關系網絡、政治關系網絡中介效應的置信區間均不含0,意味著考慮到樣本選擇偏差問題,社會關系網絡的中介效應依舊顯著,支持了本文的主要結論。

表5 社會關系網絡中介效應穩健性檢驗結果Table 5 Results of robustness tests for mediating effects of social networks

4.2 更換社會關系網絡的測量方式及制度差異滯后期數

為進一步檢驗社會關系網絡中介效應的穩健性,本文主要基于以下兩方面進行Sobel 檢驗。一方面,更換華商關系網絡、政治關系網絡的測量方式,以削弱測量誤差的影響。另一方面,改變制度差異大小的滯后期數(滯后2 期),進一步驗證制度差異大小對社會關系網絡的影響,以削弱反向因果性和測量誤差等影響?；诖?與主分析檢驗中介效應的步驟相一致,分別進行回歸分析,回歸結果如表6 所示。在制度順差層面,華商關系網絡在制度順差與企業對外投資區位選擇間的中介效應在95%的置信區間中顯著;在制度逆差層面,政治關系網絡在制度逆差與企業對外投資區位選擇間的中介效應在90%的置信區間中顯著。即制度順差、制度逆差與企業對外投資區位選擇間相關的回歸分析結果與前文結果相一致,進一步驗證了本文的結論。

表6 更換社會關系網絡測量方式及制度差異滯后期數的穩健性檢驗結果Table 6 Robustness test results for replacing the measurement of social network and institutional differences

5 結論與討論

5.1 研究結論

基于2009 至2018 年564 家中國滬深上市企業到“一帶一路”沿線國家進行884 次海外投資的樣本數據,本文結合制度理論和社會網絡理論,實證分析了華商關系網絡和政治關系網絡在制度差異與中國企業跨國投資區位選擇間的中介機制。研究結果表明:①制度差異與企業跨國投資區位選擇間負相關,驗證了制度理論預測。即制度順差/逆差越大時,企業到該東道國進行對外投資的概率越小。②不同的社會關系網絡在不同制度差異方向與企業跨國投資區位選擇間關系的中介機制不同。相比于政治關系網絡,企業越傾向于通過華商關系網絡以進入制度順差國家。相比于華商關系網絡,企業越傾向于通過政治關系網絡以進入制度逆差國家。③相比于非國有企業,制度順差情境下,國有企業更傾向于通過華商關系網絡到制度順差小的國家進行投資。而在制度逆差情境時,國有企業和非國有企業均傾向于通過政治關系網絡到制度逆差小的國家進行投資。

5.2 研究貢獻

相比于現有的相關研究,本文的研究貢獻主要體現為以下三方面:

(1)現有研究難以詮釋制度差異為什么重要以及難以說明跨國企業如何克服外來者劣勢而做出不同的決策行為。本文不僅打開了制度差異方向與跨國投資區位選擇間的“黑匣子”,還進一步發現不同社會關系網絡類型的中介機制不同。首先,與現有研究所認為的相一致,即若跨國企業能夠成功建立一個或多個網絡以構建企業間、政企間的信任,就可以在一定程度上克服外來者劣勢[19],以促使跨國企業快速進入國外市場。本文發現政治關系網絡和華商關系網絡確實能夠克服制度差異所帶來的外來者劣勢問題而促使中國跨國企業到“一帶一路”沿線國家進行海外投資。其次,與主要關注社會網絡結構特征或單維度社會網絡的文獻不同[36,60],本文的貢獻具體表現為以下兩點。第一,跨國企業的社會關系網絡多種多樣,本文主要對中國跨國企業最常見的兩類社會關系網絡作用即政治關系網絡和華商關系網絡是如何克服制度順差和逆差所帶來不同的外來者劣勢問題,這更具有微觀基礎意義[22]。第二,結合制度理論和社會網絡理論,打開了社會關系網絡這一關鍵的組織因素是如何塑造和引導制度差異影響跨國區位選擇的“黑匣子”,這與現有研究的呼吁相呼應[5]。即對組織因素在制度與區位選擇間的調節作用與中介作用的脫節使得關注組織因素的中介效應成為未來研究重點。結果表明,社會關系網絡在制度差異與跨國企業跨國投資區位選擇間起中介作用,且企業在不同的制度差異方向對不同類型的社會關系網絡的利用傾向性不同。在制度順差時,企業更傾向于通過發揮華商關系網絡的信息資源優勢,而在制度逆差時,企業更傾向于通過發揮政治關系網絡的信息資源優勢,以克服合法性缺失和信息不對稱等外來者劣勢而進入相匹配的東道國進行投資,這進一步拓展了制度理論和社會網絡理論的相關研究成果。

(2)區分了制度差異方向,既彌補了現有研究忽略不同制度質量國家特征的異質性問題[4-5,12],還將異質性制度環境進行了構念化并進行實證檢驗,進而拓展了制度差異相關研究成果。雖然現有研究已經關注到制度差異對企業跨國投資區位選擇間的影響機制問題[6-7],但是現有研究結論尚未達成一致。這是因為一方面,制度差異不僅僅包括制度差異大小這一維度,對新興經濟體企業而言,制度差異方向這一重要維度不容忽視[4,12,14]。另一方面,盡管也有研究闡明制度差異方向會影響區位選擇[4],但是卻沒有明確制度差異方向究竟是如何影響企業區位選擇[5]?新興經濟體跨國企業如何克服進入不同制度差異方向國家所面臨的外來者劣勢?基于此,本文探究了制度順差、制度逆差是如何通過不同類型的社會關系網絡這一中介機制來克服不同制度差異方向所帶來的外來者劣勢,而影響跨國投資區位選擇。結果表明,處于制度順差時,跨國企業更傾向于通過華商關系網絡到制度順差國家進行投資。處于制度逆差時,跨國企業更傾向于通過政治關系網絡到制度逆差國家進行投資。此外,進一步檢驗發現,相比于非國有企業,國有企業更傾向于利用華商關系網絡的優勢到制度順差國家投資,而到制度逆差國家投資時,則無論是國有企業還是非國有企業,均傾向于利用政治關系網絡優勢。這進一步拓展了制度差異維度劃分及其與不同社會關系網絡間關系間影響的相關研究成果。

(3)擴展了“一帶一路”倡議的實證研究結果。在“一帶一路”倡議情境下,中國企業對“一帶一路”沿線國家的對外投資呈快速增長趨勢。但“一帶一路”沿線國家既包括經濟發展水平較高和制度較完善的國家,也包括經濟發展滯后和制度風險較大的國家。這“天然”的差異,使得投資決策異常復雜,而更具實證檢驗意義。與簡單界定“一帶一路”倡議概念內涵[53]及僅以中國跨國企業到“一帶一路”沿線國家投資事件為樣本,進行主效應以及調節效應的研究不同[36,60],本文基于“一帶一路”情境,探究不同制度差異方向與企業區位選擇間的中介機制。這拓展了在“一帶一路”情境下對制度環境和社會關系網絡相關研究的結果,對中國跨國企業如何抓住“一帶一路”倡議的投資機遇,克服不同制度差異方向的外來者劣勢,進而選擇合適的投資國具有重要的實踐意義。

5.3 實踐啟示

其一,對企業的啟示。本文研究發現,企業到制度順差的東道國進行投資,更傾向于利用華商關系網絡的信息資源優勢。而到制度逆差的東道國進行投資,則更傾向于利用政治關系網絡的信息資源優勢以克服外來者劣勢。意味著企業在進行對外投資時,不僅需判別兩國間的制度差異大小,還需識別制度差異方向,以充分調動企業的異質性資源及能力如政治關系網絡和華商關系網絡,使得企業對外投資更具效率,以便更好地抓住“一帶一路”倡議這一重要的對外投資機遇。尤其是國有企業,要更注重異質性關系網絡的培養,以擴大跨國企業的對外投資區位選擇范圍。其二,對政府的啟示。本文發現,中國企業更傾向于到制度差異小的“一帶一路”沿線國家進行海外投資?；诖?政府可以結合“一帶一路”沿線國家的制度環境進行針對性頂層設計,強化相關的支持性政策和資源如兩國間公開透明的溝通平臺等,以削弱制度差異給中國跨國企業所帶來的合法性、信息不對稱等外來者劣勢。此外,政府可以發揮“規劃者”的角色,優化跨國企業發揮網絡優勢的環境。如一方面,企業更傾向于通過華商關系網絡進入制度順差國家。所以政府需重視海外華僑網絡的發展,搭建僑民間溝通的平臺與相關政策,以促進中國跨國企業更快地識別華商關系網絡并參與華人商會等協會,充分發揮華商關系網絡族群的優勢以構建更透明、更寬容的營商環境。另一方面,企業更傾向于通過政治關系網絡進入制度逆差國家。因此,政府可以給予相關的政策支持包括稅率、融資等,充分調動企業到制度逆差“一帶一路”沿線國家進行海外投資的積極性。

5.4 研究局限與未來研究方向

本文主要存在兩點不足:①在樣本選取方面。整體而言,中國跨國企業到制度逆差的“一帶一路”沿線國家投資的樣本量較少,對論文模型的穩健性要求較高。本文研究結果相對穩健,但未來的研究應該結合不同層面的變量,具體包括高管團隊管理者的特征、對外投資經驗、行業競爭性等對不同關系網絡類型中介作用機制的調節作用,以進一步打開制度差異與跨國投資區位選擇間的“黑匣子”,對跨國企業如何更好地培養和利用自身關系網絡以及資源優勢,以克服外來者劣勢具有重要的實踐參考價值。②在研究內容方面,本文僅考慮制度差異對區位選擇間的前向研究,并沒有考慮企業通過社會關系網絡到不同制度差異大小的東道國進行投資后,對企業績效的影響機制。未來研究可基于進一步優化樣本量的基礎上,采用定性比較分析方法,進一步研究到特定東道國投資獲得高績效的充分必要條件是什么,進而提升跨國企業對外投資的運營效率。