國際化戰(zhàn)略、研發(fā)投入與企業(yè)經(jīng)營績效
——基于面板門限模型的分析

王夢怡

(鄭州大學商學院，河南鄭州450001)

黨的十九大報告進一步明確了要以“一帶一路”建設(shè)為重點，堅持企業(yè)“走出去”的國際化發(fā)展戰(zhàn)略，而中國企業(yè)國際化戰(zhàn)略的核心問題已從“是否走出去”轉(zhuǎn)變到“如何走出去”。國內(nèi)外學術(shù)界關(guān)于企業(yè)國際化與績效關(guān)系的觀點不盡相同——正相關(guān)、負相關(guān)、U形關(guān)系等，甚至有觀點認為它們根本不相關(guān)。產(chǎn)生這些不同的原因主要有4個：缺乏中國特定情境下的研究，理論對研究現(xiàn)象解釋能力有限，忽視了國際化過程起到的調(diào)節(jié)作用，實證技術(shù)有待提高[1]。許多學者開始關(guān)注調(diào)節(jié)變量的作用，近年來的研究更多是選取一個合適的情境分析兩者的關(guān)系。本文從跨國企業(yè)研發(fā)投入視角出發(fā)，以2012—2016年滬深A股上市公司為研究樣本，結(jié)合資源基礎(chǔ)理論的觀點分析國際化程度與企業(yè)績效之間可能存在的門限效應。

1 綜述與假設(shè)

早期學術(shù)界的研究主要探討企業(yè)國際化經(jīng)營的動機、進入模式與行為，但從根本上來說，企業(yè)實施國際化戰(zhàn)略的目的在于提高企業(yè)績效，因此近年來該問題受到廣泛關(guān)注。

“交學費”和“水土不服”論認為，跨國企業(yè)相對于東道國企業(yè)會產(chǎn)生額外成本[2]。除此之外，跨國企業(yè)面臨更多的不確定風險，例如貿(mào)易壁壘、價格波動和政治法律風險、金融風險[3]。文化層面的因素也會調(diào)節(jié)企業(yè)國際化程度對企業(yè)績效的影響，Jong和Houten[4]認為，如果跨國公司在與母國文化相似的國家中經(jīng)營，國際化程度對企業(yè)績效產(chǎn)生積極影響，但如果是在文化迥異的國家中經(jīng)營，則會產(chǎn)生消極影響。顯然中國文化具有獨特性，這從側(cè)面支持了中國企業(yè)跨國經(jīng)營可能會對企業(yè)績效產(chǎn)生不利影響的觀點。

資源基礎(chǔ)理論認為，企業(yè)擁有獨特的核心資源與能力可以獲得并長久保持競爭優(yōu)勢[5]。研發(fā)能力是企業(yè)的核心資源之一，跨國企業(yè)具有較高的研發(fā)能力能夠幫助企業(yè)在國際市場的擴張活動中獲益，一旦形成屬于企業(yè)自身的專有能力，那么這些跨國企業(yè)的核心技術(shù)很難被東道國企業(yè)模仿[6]?，F(xiàn)有研究結(jié)果普遍認為，跨國企業(yè)擁有較多資源可以正向調(diào)節(jié)國際化程度與企業(yè)績效的關(guān)系。比如，Kotabe等[7]發(fā)現(xiàn)較多的研發(fā)投入可以正向調(diào)節(jié)國際化程度與企業(yè)績效關(guān)系。

企業(yè)的研究成果需要在前期投入一定規(guī)模的研究經(jīng)費，當跨國企業(yè)的研發(fā)投入低于某一臨界值時，世界范圍內(nèi)的其他競爭者能夠輕易模仿本企業(yè)的研究成果，企業(yè)的國際化經(jīng)營反而使企業(yè)績效下降。當研發(fā)投入達到一定水平后，企業(yè)形成了他人難以模仿的創(chuàng)新技術(shù)，從而獲得了持續(xù)性的競爭優(yōu)勢，同時國際化經(jīng)營產(chǎn)生的市場風險對企業(yè)績效的負向影響開始縮小。也就是說，國際化程度對企業(yè)績效的負向影響還取決于跨國企業(yè)的研發(fā)能力是否超過了一定的門檻，當企業(yè)的研發(fā)投入強度達到一定的水平時，這種負向影響將會得到抑制。基于上述分析，本文提出假設(shè)1。

假設(shè)1：國際化程度與企業(yè)績效的關(guān)系存在門限效應。在研發(fā)投入跨越一定的門限值之前，國際化程度對企業(yè)績效的負向影響較強，但跨越相應的門限值之后，由于企業(yè)形成了其他競爭者難以模仿的創(chuàng)新技術(shù)，國際化程度對企業(yè)績效的負向影響減弱。

研發(fā)投入還存在機會成本效應，因此不斷提高研發(fā)投入強度可能不會始終正向調(diào)節(jié)國際化程度與企業(yè)績效的關(guān)系。如果企業(yè)在研發(fā)方面投入過多，必然影響企業(yè)在其他方面的投入，反而使企業(yè)的盈利性降低[8]。盡管許多文獻都認為研發(fā)投入更多表現(xiàn)為正向調(diào)節(jié)兩者的關(guān)系，但研發(fā)投入是一種長期投資，主要用于支付高級研發(fā)人員的工資，當國內(nèi)的研發(fā)人員不能滿足其需求時，跨國企業(yè)必然雇傭更多海外研發(fā)人員，過于龐大的海外研發(fā)人員團隊可能會加大國際化程度對企業(yè)績效的不利影響[9]。本文認為，當跨國企業(yè)的研發(fā)投入達到一個過高的水平，企業(yè)提升國際化程度一方面可能會產(chǎn)生更多的管理成本，另一方面可能導致跨國企業(yè)擁有的知識和技術(shù)在投資地國家中擴散。因此，當研發(fā)投入強度達到一定程度時，國際化程度對企業(yè)績效的負向影響將再次顯現(xiàn)出來。基于上述分析，本文提出假設(shè)2。

假設(shè)2：國際化程度對企業(yè)績效的影響存在最佳的研發(fā)投入強度區(qū)間。只有研發(fā)投入達到一定的門限值，才能抑制國際化程度對企業(yè)績效的負向影響，但如果再次超過某個門限值，研發(fā)投入不但不能抑制這種不利影響，反而加大該負向影響的程度。

2 研究設(shè)計

2.1 研究樣本與數(shù)據(jù)來源

本文將2012—2016年滬深A股上市公司作為研究樣本，并嚴格按照下列原則對樣本進行篩選：1)剔除沒有海外銷售收入的公司；2)剔除ST公司和數(shù)據(jù)不完整的公司；3)剔除金融、保險業(yè)公司；4)為避免極端值對研究結(jié)果的影響，本文采用Winsorize方法對數(shù)據(jù)的極端值進行處理；5)剔除研發(fā)投入金額為0的樣本，原因在于本文更關(guān)注企業(yè)在有研發(fā)投入的情況下國際化與企業(yè)績效之間的關(guān)系；6)由于門限模型要求樣本數(shù)據(jù)必須是面板平衡數(shù)據(jù)，因此本文剔除了不符合要求的樣本。本文的數(shù)據(jù)來自國泰安CSMAR數(shù)據(jù)庫和Wind數(shù)據(jù)庫。本文使用Excel 2016對數(shù)據(jù)進行整理，剔除不符合要求的樣本之后，共得到了4 575個樣本觀察值，研究中使用了Stata 14.0統(tǒng)計軟件。

2.2 變量設(shè)計

2.2.1 被解釋變量與門限變量

本文的因變量為企業(yè)績效，故本文參考了學者郭立新、陳傳明[10]的做法，把總資產(chǎn)報酬率和凈資產(chǎn)報酬率作為衡量企業(yè)績效的指標，其計算方法為：總資產(chǎn)報酬率=凈利潤/平均總資產(chǎn)，凈資產(chǎn)報酬率=凈利潤/平均凈資產(chǎn)。門限變量是研發(fā)投入強度，比較常見的做法是用研發(fā)投入金額除以總營業(yè)收入或者總資產(chǎn)[11]，本文取，研發(fā)投入強度=當期研發(fā)投入金額/年末總資產(chǎn)。

2.2.2 核心解釋變量

核心解釋變量為企業(yè)國際化程度，多數(shù)學者采用海外銷售收入占總收入的比重(foreign sales to total sales,FSTS)[12]來衡量。從企業(yè)運營的角度來看，可以采用企業(yè)海外資產(chǎn)占總資產(chǎn)的比重(foreign assets to total assets, FATA)[13]；從企業(yè)擁有的人力資源角度來看，也有學者采用海外員工占總員工數(shù)的比重(foreign employees to total employees, FETE)來衡量企業(yè)國際化程度[14]。聯(lián)合國貿(mào)發(fā)會議(UNCTAD)《2000年度世界投資報告》提出采用FSTS、FATA和FETE三者算術(shù)平均數(shù)來衡量企業(yè)的跨國指數(shù)。本文采用FSTS衡量國際化程度，主要原因是國內(nèi)運用該衡量方法較為廣泛，同時相關(guān)數(shù)據(jù)較容易在數(shù)據(jù)庫中獲取。

2.2.3 控制變量

借鑒其他學者的做法，本文在模型中加入下列控制變量：第一大股東持股比例、管理層持股比例、企業(yè)規(guī)模、資產(chǎn)負債率、企業(yè)年齡。所有變量的定義和符號表示見表1。

表1 變量定義及說明

2.3 計量模型與回歸方法

為了檢驗研發(fā)投入對國際化程度與企業(yè)績效之間關(guān)系的影響，并尋找國際化與績效效用最大化時的研發(fā)投入的最佳區(qū)間，本文采用Hansen[15]提出的門限面板數(shù)據(jù)模型進行研究，考慮如下簡化的單門限面板模型：

(1)

其中：yit是被解釋變量；xit是解釋變量；qit是門限變量；γ是門限值；εit是隨機誤差項；ui是個體效應，表示模型是一個固定效應模型。公式(1)可以簡化成公式(2)。

yit=β1xit·I(qit≤γ)+β2xit·I(qit>γ)+ui+εit

(2)

其中I(·)表示指示函數(shù)，若滿足括號內(nèi)的條件，該函數(shù)取值為1，反之則取值為0。上述公式僅考慮了單門限且無控制變量的模型，本文構(gòu)建了雙門限、三門限模型，具體見公式(3)和公式(4)。

Perfit=β1FSTSit·I(R&D≤γ1)+β2FSTSit·

I(γ1γ2)+

(3)

Perfit=β1FSTSit·I(R&D≤γ1)+β2FSTSit·

(4)

對于模型是否存在“門限效應”可以通過檢驗原假設(shè)：

H0∶β1=β2=…=βn(均為門限變量的系數(shù))

Hansen的模型通過構(gòu)造LR統(tǒng)計量檢驗該假設(shè)：

其中SSR是回歸平方和，σ是標準差。

LR統(tǒng)計量的漸進分布不是標準的χ2分布，無法判斷其臨界值，但可以采用自助法(Bootstrap)得到LR統(tǒng)計量的臨界值。若拒絕原假設(shè)，則可以認為存在門限效應，進一步可以對門限值進行如下檢驗：

H0∶γ=γ1

為檢驗該原假設(shè)，可以定義LR檢驗統(tǒng)計量為

可以利用LR(γ)統(tǒng)計量計算γ的置信區(qū)間，類似地可以推廣到多個門限值γ的情形，此處不再贅述。

3 實證結(jié)果

3.1 描述性統(tǒng)計與相關(guān)性分析

全樣本的描述性統(tǒng)計見表2。Perf_1和Perf_2的平均值分別是0.040 1和0.063 0，可見實施了國際化戰(zhàn)略的中國上市企業(yè)的績效水平偏低。FSTS的平均值為0.221 0，說明樣本企業(yè)的總收入中平均有22.1%是來自海外市場，標準差為0.223 0，這表明樣本企業(yè)的國際化程度相對來說比較均勻。CR1的均值為0.349，說明樣本中企業(yè)的股權(quán)集中度較高。Dual的均值為0.158，標準差為0.209，說明上市企業(yè)中管理層持股的現(xiàn)象比較普遍。Size的均值為22.080，標準差為1.210，因此可以說明上市企業(yè)資產(chǎn)規(guī)模普遍較大。Lev的均值0.410，說明上市企業(yè)的平均債務(wù)比例在41.0%。Age的均值是16.170，說明樣本中的上市企業(yè)的年齡普遍比較大。

表2 全樣本主要變量的描述性統(tǒng)計

在進行回歸分析之前，本文對主要變量進行了相關(guān)性檢驗，結(jié)果如表3所示。由此可見，衡量企業(yè)績效的兩個指標(Perf_1和Perf_2)都與國際化程度顯著負相關(guān)，與本文的預期基本一致，但由于未控制其他變量，該結(jié)論并不一定正確。觀察解釋變量的相關(guān)性，可以看出各解釋變量之間的相關(guān)系數(shù)的絕對值都在0.65以下，說明多重共線性問題不嚴重。

表3 相關(guān)性分析矩陣

注：***表示P<0.01,**表示P<0.05,*表示P<0.1。

3.2 門限效應的檢驗及門限值估計

在進行門限回歸之前，本文對門限效應的存在性進行檢驗，需要通過自助法(Bootstrap)計算F統(tǒng)計值和相應的P值，進而判斷使用門限模型是否合理。為了保證回歸模型的準確性，模型的檢驗中包含了控制變量。表4報告了分別使用資產(chǎn)報酬率(Perf_1)、凈資產(chǎn)報酬率(Perf_2)作為被解釋變量時，單一門限、雙門限以及三門限效應是否存在的檢驗結(jié)果。由表4的檢驗結(jié)果可知：國際化程度對企業(yè)績效的影響存在門限效應，無論被解釋變量為Perf_1還是為Perf_2，都可以認為存在3個門限值。

表4 門限效應檢驗

注：F統(tǒng)計值和P值均采用Bootstrap重復抽樣300次計算得出。

表5匯報了門限估計值和95%的置信區(qū)間。

3.3 門限回歸結(jié)果分析

本文衡量企業(yè)績效的被解釋變量選擇了資產(chǎn)報酬率和凈資產(chǎn)報酬率,表6列出了門限效應回歸結(jié)果，根據(jù)表4的門限效應檢驗結(jié)果，模型(1)和模型(2)使用的都是三門限效應模型。

分析表6可以得出以下結(jié)論：

第一，國際化程度對企業(yè)績效的影響存在門限效應。只有研發(fā)投入達到一定門限才能降低國際化對績效的負效應。模型(1)的結(jié)果說明，當研發(fā)投入達到第一門限時，國際化程度對企業(yè)績效的負效應從0.040 5降至0.020 9；當研發(fā)投入達到第二門限時，國際化程度對企業(yè)績效的負效應從0.020 9降至0(由于該系數(shù)不顯著，故可認為該系數(shù)為0)。模型(2)也有相似的結(jié)論。上述證據(jù)支持了假設(shè)1，可以認為存在門限效應，具體而言，在研發(fā)投入跨越一定的門限值之前，國際化程度對企業(yè)績效的負向影響較強烈，但跨越相應的門限值之后，由于企業(yè)形成自己獨特的研發(fā)創(chuàng)新能力，國際化程度對企業(yè)績效的負向影響減弱。

表5 門限估計值與95%置信區(qū)間

表6 門限效應回歸結(jié)果

注：FSTS_1、FSTS_2、FSTS_3、FSTS_4分別表示第一至第四階段上FSTS的回歸系數(shù)；***表示P<0.01，**表示P<0.05，*表示P<0.1。

第二，國際化程度對企業(yè)績效的影響存在最佳的研發(fā)投入?yún)^(qū)間。模型(1)中顯示，當研發(fā)投入達到第三門限時，國際化程度對企業(yè)績效的負向影響從0上升至0.040 1。模型(2)也有相似的結(jié)論，當研發(fā)投入達到第二門限時，國際化程度對企業(yè)績效的負效應從0上升至0.085 3。上述證據(jù)支持了假設(shè)2，可以認為存在最佳的研發(fā)投入?yún)^(qū)間，只有研發(fā)投入達到一定的門限值，才能抑制國際化程度對企業(yè)績效的負向影響，但如果再次超過某個門限值，研發(fā)投入不但不能抑制這種不利影響，反而加大該負效應的程度。

4 研究結(jié)論與展望

本文基于2012—2016年中國滬深A股上市公司數(shù)據(jù)，研究了國際化程度與企業(yè)績效的非線性關(guān)系，并使用面板門限模型考察研發(fā)投入作為門限變量如何調(diào)節(jié)國際化程度與企業(yè)績效的關(guān)系，本文得到以下結(jié)論:

第一，國際化程度對企業(yè)績效具有負向影響，能夠顯著降低企業(yè)績效。主要原因是跨國企業(yè)相對東道國本土企業(yè)具有新入者劣勢成本和異國經(jīng)營成本，除此之外，跨國企業(yè)面臨更多的不確定環(huán)境，加劇和增大了跨國企業(yè)國際化經(jīng)營的風險和成本。本文認為國際化程度與企業(yè)績效存在負相關(guān)關(guān)系，并得到了印證。

第二，國際化程度對企業(yè)績效的影響存在門限效應。在研發(fā)投入跨越相應的門限值之后，由于企業(yè)形成了其他廠商難以模仿的研發(fā)創(chuàng)新技術(shù)，國際化程度對企業(yè)績效的負向影響得到減弱。無論是以資產(chǎn)報酬率還是以凈資產(chǎn)報酬率作為被解釋變量，本文均發(fā)現(xiàn)存在3個門限值：當被解釋變量為資產(chǎn)報酬率時，研發(fā)投入的3個門限值分別為0.016 5、0.035 4和0.045 9；當被解釋變量為凈資產(chǎn)報酬率時，研發(fā)投入的3個門限值分別為0.016 5、0.035 8和0.045 9。這兩個被解釋變量均可以劃分出4個研發(fā)投入階段，在前3個階段中，本文發(fā)現(xiàn)國際化程度對企業(yè)績效的負向影響分別從第一階段的0.040 5和0.087 5降至第三階段的0。這個結(jié)果具有一定的應用價值和借鑒意義，如果中國的跨國企業(yè)能夠運用好這種門限效應，可以消除國際化程度對企業(yè)績效的不利影響。

第三，國際化程度對企業(yè)績效的影響存在最佳的研發(fā)投入強度區(qū)間。本文發(fā)現(xiàn)研發(fā)投入如果超過一定門限，研發(fā)投入不但不能抑制國際化程度對企業(yè)績效的不利影響，反而加大該負向影響的程度。無論是資產(chǎn)報酬率還是凈資產(chǎn)報酬率，這個過度研發(fā)投入的門限值都為4.59%。由前文的結(jié)果可以知道，第四階段模型(1)(2)國際化程度的系數(shù)分別為-0.040 1和-0.085 3，這個系數(shù)的絕對值甚至比第二階段的系數(shù)絕對值還要大。這種反向逆轉(zhuǎn)結(jié)果意味著跨國企業(yè)不能一味地在研發(fā)方面投入過多，還應關(guān)注企業(yè)在其他方面的發(fā)展。