公司规模扩张、境外空间依赖性与空间溢出效应

(广西大学 商学院，广西 南宁530004)

公司规模扩张、境外空间依赖性与空间溢出效应

王中昭

(广西大学商学院，广西南宁530004)

本文通过构建反映公司国际化水平的嵌套空间权重矩阵,利用空间杜宾面板数据模型的扩展形式，从微观视角探讨了上市公司规模扩张的境外空间依赖性和溢出效应。研究表明：海外收入相似的公司的规模扩张存在正的空间关联性和依存性，而非竞争性，此机理通过直接示范效应产生作用；QFII持股以及境外法人和自然人持股的增加，有助于本公司的境外扩张；海外收入相似的公司的境外扩张呈现出一定的空间集聚和发展的正外部性；以无形资产为核心竞争力的相似企业，其国际化扩张存在多边联盟效应。

公司规模；海外扩张；空间依赖；空间溢出；空间杜宾模型

一、引言和相关文献回顾

随着世界经济一体化程度的进一步加深，我国证券市场与境外市场的联动日趋紧密，证券市场国际化步伐正在加快，这越来越引起国内外学者的高度关注。要考察证券市场国际化问题，可以从不同的金融体系层次来分析。这些层次可分为公司主体集群、市场组群和国家组群三种层次，公司主体集群包含于金融市场组群单元中，金融市场组群又包含于国家组群的单元中，组成了嵌套式的全球金融系统[1]。在这些层次中，证券市场国际化的核心是公司主体集群，上市公司与境外市场的关联性以及其对外扩张能力和潜力是研究公司发展问题的永恒主题。公司境外扩张能力主要体现在规模、业绩、竞争潜力、发展战略等方面，具有扩张的持久性和溢出效应等特征。近年来，我国上市公司一直致力于提高公司的国际化水平，然而其效果如何？公司对外依赖程度如何？境外扩张是否存在空间溢出效应，其动因是什么？等等这些微观层面的问题仍然很模糊，这正是本文试图探讨的问题。

目前，国外关于企业国际化水平的研究成果主要来自美国和西欧，而国内学者研究企业对外扩张主要从扩张的方式、条件、区位选择、动因和风险等多个视角进行探讨，梳理起来有如下几方面：

第一，企业(境外)扩张的动因、方式和区位选择。Jorg Bley认为货币政策的趋同、法律和非法律障碍的消除以及资本流动是公司对外扩张的主要动力[2]。一般都认为，在地理和经济上关系密切的国家表现出更高的企业外部市场关联性。马武仙和甄朝党通过研究企业周期不同阶段的扩张特征，发现从长期来看，技术进步是推动企业扩张的主要原动力[3]。企业扩张有四种主要方式：单一化、多种化、一体化和多角化战略[4]。企业扩张是否有效取决于企业的多元化经营和资源共享能力。杨海洋认为，我国制造业在国际间转移的决定条件是劳动力价格、劳动力供应、劳动力素质、劳动效率和区位优势[5]。

第二，企业(境外)扩张的影响因素与效果。有许多因素影响企业的国际化扩张，包括知识、高层管理者的态度和商业技能等。王朝辉在分析企业扩张行为时，发现早期贝恩提出的由市场结构、市场行为、市场绩效三者构成的企业扩张基本框架已经不适应当今竞争时代的要求，并进一步发现企业外部市场扩张行为是由外部市场结构、企业内部能力结构共同决定[6]。信贷扭曲为企业外部扩张提供了外部激励，并加重了产能过剩问题[7]。然而中国企业的跨国并购仅仅给企业营业收入带来少许的正增长，同时对净利润的影响也是微弱的[8]。Paloma等人运用Tobit面板数据模型进行实证检验，得出企业的国际化水平与人力资源质量水平关系显著，其关系强度存在高、中、低三种结果[9]。

第三，企业扩张的风险和防范。虽然管理者过度自信有助于企业的扩张，但是过度自信的管理者所实施的扩张战略会加大企业陷入财务困境的可能[10]。陈泽等人基于ISM模型，对企业海外扩张多阶段所形成的风险因素进行层次结构分析，发现我国企业海外并购风险主要产生于并购过程中的目标企业选择与估值等10个层次，并购前的法律及政治风险相对较弱[11]。企业海外投资面临的风险具有较大的不确定性，对其的防范变得更加复杂，因此应构建以企业内部控制、基础体制建设、政府宏观政策支持三位一体的风险防范系统[12]。

值得注意的是，目前对我国证券市场的外部性与空间波动溢出的研究较少，主要的关注方向仅在于宏观经济领域。李宏宇从空间计量视角考察了证券市场中的板块联动效应，发现我国股票市场确实存在明显的板块联动效应，同时相关股票之间也存在联动效应[13]。基于状态空间模型，证券市场与宏观经济、微观企业之间的联动机制是：宏观经济主要通过直接效应影响股市，微观经济中介效应只在市场高估期借助于直接效应的耦合放大出现，微观经济则通过直接效应和中介效应影响股市[14]。从最近研究成果来看，从企业视角研究空间波动溢出和外部性的成果几乎没有。相似的论文有：朱平芳等人运用空间自相关模型和空间误差模型考察了中小企业创新空间溢出效应，发现创新活动的空间溢出效应很显著，特别是中国东部地区要显著优于中西部地区，企业规模对创新绩效有显著影响[15]。同时李文亮和许正中运用空间杜宾模型验证了创新产出不仅与本地区投入相关，而且与邻近地区的投入显著相关，存在显著的空间依赖性和异质性，并且溢出效应呈现出MAR外部性[16]。

然而，很少有文献从微观的视角对我国证券市场境外空间关联性和空间溢出进行实证研究，主要困难可能在于微观空间权重矩阵的构建问题。许统生等人采用企业微观层面数据，测度了在TFP空间自相关条件下泛长三角53市的市域工业企业出口对TFP的作用[17]。但是该研究的空间单元仍然为对工业企业求和而得到的市级层面的数据单元，并非真正意义上微观企业之间的空间权重。类似地，谢露露等人通过构建邻近行业空间权重矩阵研究行业之间是否存在“工资攀比”问题[18]，这属于行业空间权重矩阵。这些空间权重的构建思想是基于空间地理距离或者行业相近性。对于微观空间权重矩阵的构建问题，我们研究的重点应放在构建微观空间单元之间、或者微观空间单元与外部的关联性上，特别是要体现微观企业的空间依赖性。基于这样的思路，本文以公司海外业务收入作为构建与境外关联性为基础的空间权重矩阵，以刻画公司空间境外关联性特征，同时为了避免空间权重矩阵选择的偏误，以海外业务收入、QFII持股以及境外法人和自然人持股比例相结合得到的空间嵌套权重矩阵进行空间权重矩阵的稳健性检验。进一步运用空间面板Durbin扩展模型(SDM和SAR模型的结合)对我国上市公司的境外扩张空间依赖性和波动溢出效应进行深入探讨。本文的主要贡献在于：一是试图构建反映微观企业空间依赖性的权重矩阵；二是试图揭示我国证券市场境外空间外部性的外溢程度和关联性公司之间的空间相互作用机理。

二、模型的选择与空间权重矩阵的构建

(一)模型架构

空间依赖是某一空间单元与其他空间单元的功能性关系，是空间过程与空间边界不一致的相互作用结果。空间异质是空间的不均匀性和复杂性，空间依赖与空间异质是通过引入空间滞后来实现的。空间溢出效应是指单个空间单元某个变量变化所导致的空间影响，而空间效应则表示空间数据存在的特征和形态，空间溢出效应是导致空间效应的原因之一。证券市场本身是一种具有外部性的地理空间现象,具有极强的网络联动机制、空间自相关性和异质性，采用传统回归分析方法难以解释空间依赖性，因此，为了刻划我国证券市场境外空间依赖性、异质性和空间波动溢出效应，在选取如下一般空间动态面板数据模型(1)的基础上，通过进一步检验以确定合适的模型。

(1)

(二)变量的选择

1.被解释变量。选择总资产增长率(tagr)作为反映公司境外扩张能力的指标。公司拥有的资产是公司赖以生存与发展的物质基础和保障，发展较好的企业一般能保持资产的稳定增长和境外扩张能力，总资产增长率越高，说明企业经营资产的国内外扩张越快。

2.关键性变量。本文以QFII持股以及境外法人和自然人年平均持股总数之和作为反映公司国际化发展潜力的指标(qfiifz)，上市公司QFII持股以及境外法人和自然人持股反映了境外投资者对上市公司发展的认可程度，指标越高，则境外发展越有利，同时这一指标也刻画了公司的境外依赖性和国际化程度。

3.控制变量。参考前人的研究成果[19][20]，控制变量选取反映公司扩张性的特征变量：营运能力、偿债能力、盈利能力、发展和研发能力，用来捕捉上市公司境外发展的影响因素。

第一类变量：营运能力。营运能力是指在上市公司外部市场环境约束的条件下，通过内部人力资源和生产资料的优化配置组合而达到运营目标的经营运行能力。选取的指标有总资产周转率(gvel)和存货周转天数(dsi)。计算公式为：gvel =销售收入/总资产；dsi =计算期天数/存货周转。

第二类变量：偿债能力。如果偿债能力越强，则企业获取现金能力越强，经营管理水平越高，境外扩张能力就越强。反之，则越低。本文将从长期偿债能力和短期偿债能力两方面来度量。采用资产负债率(lev)反映上市公司的长期偿债能力。如果上市公司的境内外资产重组和收购频繁发生，则海外的资产规模就会扩张。同时这也会提高长期负债和财务危机发生的概率，上市公司大量举债，巨大的本利压力会使公司现金流受到阻碍，极大地影响上市公司的扩张能力。选择流动比率(cr)反映上市公司的短期偿债能力，流动比率越低，意味着公司短期偿债能力不强，扩张能力也差，但如果流动比率过高，说明公司可能不善举债经营，经营者过于保守，这将导致公司短期资金的利用效率较差。选择现金债务总额比(cashdt)旨在衡量公司承担债务的能力，是评估公司中长期偿债能力的重要指标。这一比率越高，表明企业承担债务的能力越强，规模扩张能力也就越强，否则就越差。然而，在良好的财务状态下，较低的现金债务总额比也会促进企业规模扩张。计算公式为：lev=负债总额/总资产；cr=流动资产/流动负债；cashdt=经营活动现金流量净额/债务总额。

第三类变量：盈利能力。盈利能力是体现公司规模扩张能力的主要指标。为了全面反映公司的盈利能力，选择3个指标来衡量。一是净资产收益率(roe)，它反映了股东权益的收益水平，用以衡量公司运用自有资本的效率。该指标值越高，说明投资带来的收益越高，吸引海外投资的能力就越强。二是营业毛利率(gpm)，它是净利润的基础，毛利率越高，则扣除各项支出后的利润也就越高，企业的获利能力越强，其产品的定价就越灵活，营销就占有利地位。三是每股收益(eps)，它衡量公司的经营成果、获利水平及投资风险，是海外投资者评价公司盈利能力、预测公司成长和扩张潜力，进而做出投资决策的重要指标之一。计算公式为：roe=净利润/平均净资产；gpm=(营业收入-营业成本)/营业收入；每股收益eps取稀释每股收益，用分别调整归属于普通股股东的当期净利润和发行在外普通股的加权平均数来计算。

第四类变量：发展和研发能力。适当的公司规模(size)和投资支出(capex)是企业扩张的基础，而无形资产净额增长率(lnbia)的增加是保持公司技术创新的动力，体现了公司未来发展前景和海外核心竞争力。计算公式为：size=年末公司股票总市值的自然对数；capex=(购建固定资产、无形资产和其他长期资产支付的现金)/总资产；无形资产净额增长率(lnbia)包括专利权、非专利技术、商标权、著作权和土地使用权等公司各项无形资产的原价扣除摊销和减值准备后净额的增长率。

公司技术创新能力越强，则海外扩张的动力和潜力就越大，两者相辅相成。因此，引入体现核心竞争力的无形资产净额增长率lnbia与关键性变量qfiifz(QFII持股以及境外法人和自然人持股总数)的交互项qfiilnb(qfiifz*lnbia)，以体现国际化水平与研发技术的交互作用对企业规模扩张的影响。

另外，采用反映公司外部性的海外收入(hwsr)以及海外收入占公司总收入的比重(hwsb)等指标进行空间权重矩阵的构建和模型稳健性检验。

本文数据取自于Wind数据库和国泰安数据库，原始数据为1990～2015年，删除ST、PT、金融类公司和缺省值样本变成平行面板数据(2007～2015年)，并对所有变量进行1%的双边缩尾处理，最后得到734家公司、6606个样本。

(三)空间权重矩阵的构建

为了较合理地度量我国上市公司的国际化程度，本文采用类似于经济距离的技术距离权重矩阵，计算公式如下：

最后得到嵌套权重矩阵wv=ψWij+(1-ψ) Vij，用此嵌套权重矩阵进行空间权重矩阵的稳健性检验。

三、空间依赖性和空间溢出效应的检验与分析

(一)模型遴选和估计

本文对模型的筛选，分两步进行。第一步，对所有模型(SDM、SAR、SAC、SEM)采用Hausman检验以对固定效应和随机效应进行选择。估计方法是对不同的模型采用不同离差变换后，再运用MLE进行估计。例如对于固定效应的SAR采用组内离差变换，而对于随机效应的SAR采用广义的离差变换后，进行MLE估计。检验的结果是所有的模型(SDM、SAR、SAC、SEM)均选择固定效应模型FE(检验结果备索)。第二步，采用似然比检验对所有的模型(SDM、SAR、SAC、SEM)进行优劣性选择，检验结果见表1。从表1中的Likelihood-ratio test和P值可知，选择空间杜宾面板模型的固定效应扩展形式(SDM)较合理。同时其他各种模型的估计结果也列于表1中。对于SDM模型，其各变量的符号基本上符合预期分析，除了dsi和capex以外各变量均达到5%的显著性水平，ρ值在1%的水平下显著，表明模型存在空间自相关。所有模型估计均采用stata13软件中的命令xsmle来实现。

(二)模型的稳健性和内生性检验

1.稳健性检验。为了检验模型的稳健性，本文从三个角度来考察。一是从不同类型的证券市场—主板和中小创(中小板和创业板合并)—来考察。由于这两种类型数据的空间权重矩阵的阶数与整体样本的空间权重矩阵阶数不一致，因此重新构建了对应于主板和中小创面板数据的空间权重矩阵，然后再估计模型。二是采用嵌套权重矩阵构建方式，构建QFII持股以及境外法人和自然人持股的空间权重矩阵Vij与海外业务收入Wij的嵌套权重矩阵wv=ψWij+(1-ψ) Vij，0<ψ<1。海外业务收入反映了上市公司国际化经营的能力和水平，而QFII持股以及境外法人和自然人持股反映了境外投资者对上市公司国际化发展潜力的认可，两者结合可以避免空间权重矩阵选择的偏误，并以此检验空间权重矩阵对模型估计结果影响的稳建性，借鉴Case 等人的做法[23]，ψ分别取0.2、0.4、0.6和0.8。三是用海外收入占总收入比重(hwsb)替代关键性变量qfiifz。以上模型同时考虑了稳健性标准误robust。第一、二两种检验方式的估计结果见表2。第三种检验方法的估计结果见表3的左边第一部分。

表1 各种模型的估计结果

注：括号内为z统计量，*表示p<0.1，**表示p<0.05，***表示p<0.01。LR值分别为SAR、SAC、SEM与SDM进行似然比检验得到的卡方值，对应的Prob为P值，LL为似然函数值。

从表2的估计结果可知，虽然把市场细分为主板和中小创两大类，但是全部市场、主板市场以及中小创市场的基准模型(SMD模型)、空间权重矩阵的关键性变量以及控制变量的系数大小及其符号基本相同，其变量的显著性也没有太大变化(除个别变量gpm、capex外)。这表明市场板块的分类并没有改变模型的稳健性。从模型对空间权重矩阵选择的敏感性来看，无论嵌套权重矩阵wv=ψWij+(1-ψ) Vij中的ψ取何值，关键性变量和所有控制变量的系数大小及其符号与海外业务收入Wij的嵌套权重矩阵基本相同，变量的显著性也没有多大改变，仅仅当嵌套权重矩阵中的ψ取值较大时(0.6和0.8)，基准模型SDM的个别变量(如capex、size和qfiifz×lnbia)和空间权重矩阵的关键性变量以及控制变量的系数变得稍微显著。因此，用海外业务收入Wij作为权重矩阵具有较好的稳健性，所得到的空间杜宾面板模型的固定效应扩展形式(SDM，FE+robust估计)的结论并未发生实质性改变。最后，表2显示，用海外收入占总收入比重替代关键性变量qfiifz所得到的估计结果与基准模型(SDM，FE+robust估计)基本一致，以上表明模型SDM(FE+robust估计)较稳健。

表2 稳健性检验的模型估计结果

注：*表示p<0.1，**表示p<0.05，***表示p<0.01，LL为似然函数值。限于篇幅，此表内系数的Z统计量删除。

2.内生性检验。上市公司的QFII持股以及境外法人和自然人持股变量(qfiifz)反映了境外投资者对上市公司发展的认可程度，该指标越高，则公司境外发展(扩张)越有利，公司资产规模也就越大。反之，随着公司的发展，公司资产规模会有所增加，这一方面可以促使企业进入与公司具有协同效应的产品市场从事多元化生产，另一方面可以增强企业海外市场的竞争力，公司的绩效会更好，从而吸引更多的境外资本，qfiifz也将得到提升。因此，模型可能面临内生性的问题。根据Ghoul等的处理方法[26]，本文采用公司总资产增长率的滞后期作为解释变量，检验总资产增长率与公司QFII持股以及境外法人和自然人持股变量(qfiifz)之间可能存在双向因果关系，估计结果见表3。关键性变量qfiifzit的系数大小仍然与SDM模型基本一致，而且仍然显著，其他控制变量的系数符号、大小和显著性也没有实质性改变，特别是体现双向因果关系的总资产增长率的滞后期都是正的，非常显著，表明反向因果关系确实存在。但是由此产生的内生性问题并没有对资本国际化水平变量qfiifz与公司扩张变量之间的关系产生实质性影响。总之，在修正潜在的内生性问题后，空间杜宾面板模型的固定效应扩展形式(SDM)仍然是可靠、有效的。

表3 稳健性检验和内生性检验的模型估计结果

注：括号内为z统计量，*表示p<0.1，**表示p<0.05，***表示p<0.01，LL为似然函数值。

(三)实证分析

经过上述检验可知，空间杜宾面板模型的扩展形式(表2中的全部市场SDM模型)是合理的，下面对此模型进行分析。

1.上市公司对外扩张的互动机理。公司扩张的动态过程为：规模由小到大，竞争能力由弱到强，经营管理制度由低级到高级。这里我们主要关注公司扩张过程中的外部性。首先，从上文空间权重矩阵构建的描述中可知，如果公司海外收入水平相似，则具有相似海外收入的公司其空间拓展能力就越大，公司之间的关联越密切。从表2可见，整体空间相关回归系数ρ为正，而且在1%的显著水平下显著，表明公司扩张存在正的空间关联性和依存性特征，而非竞争性特征。其次，在表2的SDM模型中，国际化水平的替代变量qfiifz的空间依赖系数为0.00211+0.00002*lnbia，表明其他具有相似海外收入的公司对本公司的影响是显著为正的，并且随着这些公司无形资产的增长，其对本公司的扩张有较大的正效应和促进作用。这意味着海外收入相似的公司确实存在相互传染的互动特征，这一特征可以通过不同途径起到直接示范效应，为什么呢？主要原因是上市公司的扩张主要通过投资、并购和重组实现，以达到扩大市场份额、提高公司核心竞争力的目的，进而实现资源配置的优化和企业的战略转型。许多成功的对外扩张案例对其他公司起到了模仿和示范效应。同时，规章制度的相似性是驱动境外扩张的内在动因。近年来，我国政府对并购重组的政策法规不断更新和完善，特别是2014年《重大资产管理办法》对重大资产交易有了新规定，放宽了对非借壳上市重大资产重组的审批政策。根据Wind数据库统计，2009～2015年，一共发生并购事件23390件，交易金额达到289927.74亿元，成为全球并购活动的主力军。

2.公司国际化水平对公司规模扩张的影响。反映国际化水平的变量qfiifz对本公司资产规模的边际效应为0.00257-0.00003*lnbia，由于qfiifz与无形资产净额增长率的交互作用，当本公司国际化水平和无形资产净额增长率同时提高时，本公司规模呈现出扩张态势。反之，虽然国际化水平提高，无形资产净额却抑制本公司资产规模的增加，但是其影响是很微弱的。这从侧面反映出我国上市公司研发能力在境外扩张过程中的作用较低，可能是核心竞争力不强。总之，QFII持股以及境外法人和自然人持股的增加，有助于促进本公司境外扩张。然而我国上市公司的QFII持股以及境外法人和自然人持股受政策的影响较大，其配置额度不高，随着“沪港通”和“深港通”的开通以及我国A股被正式纳入MSCI指数，情况可能会有较大改观。

3.控制变量的空间溢出效应。第一，体现营运能力的总资产周转率和存货周转天数均表现出正的空间溢出效应，但是后者不显著。第二，体现偿债能力的长期偿债能力和短期偿债能力均存在正的空间溢出效应，而现金债务总额比在空间溢出中不显著，反映出当前具有相似海外收入的其他公司的现金管理效率难以影响本公司的规模扩张，资金空间溢出效能低。第三，体现盈利能力的净资产收益率和每股收益存在正的空间溢出效应，而且后者在5%的显著水平下显著；营业毛利率系数为负，并且不显著，意味着不存在空间溢出效应。第四，具有相似海外收入的其他公司的投资支出对本公司扩张起到抑制作用，主要原因可能是近年来世界经济不景气以及经济形势变化，通货膨胀、利率汇率变化等不确定因素增多，投资系统性和非系统性风险显现，投资收益不达预期，上市公司整体利润不断下降，从而抑制了关联公司的国内外规模扩张。综上所述，可以看出，具有相似海外收入的其他公司的内部财务指标对本公司的空间溢出效应不明显，而体现公司未来发展和核心竞争力的指标、资金利用效率指标和营运能力指标均表现出较显著的空间溢出效应，从而反映出相似公司境外扩张呈现出一定的空间集聚和发展的正外部性特性。

4.总效应分解。我们将空间溢出效应分解为直接效应、间接效应和总效应，见表4。

表4 直接效应、间接效应和总效应

注：括号内为z统计量，*表示p<0.1，**表示p<0.05，***表示p<0.01。

(1)QFII持股以及境外法人和自然人持股对公司规模扩张的直接效应为0.00252-0.00003*lnbia，间接效应为0.00122+0.00002*lnbia，如果不考虑qfiifz与lnbia的交互作用，公司的国际化水平对本公司规模扩张的直接效应大于具有相似海外收入的其他公司对本公司的间接效应，即上市公司内部的空间溢出大于公司之间的空间溢出。如果考虑无形资产的作用，则无形资产增加会减弱直接效应，增加间接效应。相似公司的核心竞争力对本公司扩张表现出联动效应，即以无形资产为核心竞争力的相似企业，其国际化扩张存在多边联盟效应。

(2)总资产周转率、净资产收益率以及每股收益对公司规模扩张的直接效应和间接效应均显著为正，而且直接效应和间接效应的影响力均相差甚微。营运能力和盈利能力强的公司具有较高的总溢出效应。

(3)长期负债率高和现金债务总额比高的公司抑制了本公司的规模扩张，适当地控制本公司的长期债务和现金债务总额比会有效地增加公司的直接溢出效应。另外，虽然短期内高的负债率可以提高公司规模扩张的直接效应和间接效应，但是效果甚微且不显著。

(4)投资支出对公司规模扩张的直接效应和间接效应均不显著。我国宏观经济环境影响公司的投资机会和投资效率，近年来企业非效率投资现象严重，主要表现为过度投资，投资的边际效率递减。

(5)如果不考虑qfiifz与lnbia的交互作用，代表技术创新能力的无形资产净额增长率对本公司规模扩张存在正影响，但是其直接效应和间接效应均不显著。在考虑qfiifz与lnbia的交互作用时，其交互项的直接效应和间接效应仍都不显著，表明公司规模扩张还是依赖于资金等其他要素的推动，而非核心技术竞争力。

四、结论及其政策内涵

本文通过构建以反映上市公司外部性的海外收入为主的空间权重矩阵，并利用嵌套空间权重矩阵进行空间权重矩阵敏感性检验，最终选择了非动态的空间杜宾面板模型的固定效应扩展形式，以研究我国上市公司规模扩张时的境外空间依赖性和溢出效应，主要研究发现有：第一，上市公司规模扩张存在正的空间关联性和依存性性，而非竞争性，海外收入相似的公司其规模扩张存在互动机制，此机制通过直接示范效应产生作用，这是因为企业外部市场扩张行为是由外部市场结构和企业内部能力结构共同作用的结果。第二，QFII持股以及境外法人和自然人持股的增加，有助于本公司境外扩张。第三，具有相似海外收入的其他公司的内部财务指标对本公司的空间溢出效应不明显，而体现公司未来发展和核心竞争力的指标、资金利用效率指标和营运能力指标均表现出较显著的空间溢出效应，从而反映出相似公司境外扩张呈现出一定的空间集聚和发展的正外部性特性。第四，从空间直接和间接溢出效应来看，以无形资产为核心竞争力的相似企业之间，其国际化扩张存在多边联盟效应；然而，我国上市公司规模扩张主要还是依赖于资金等其他要素的推动，而非核心技术竞争力；特别地，适当地控制本公司的长期债务和现金债务总额比会有效地增加公司的直接溢出效应；投资支出对公司规模扩张的直接效应和间接效应均不显著。

本文研究结论的政策内涵在于：第一，多年来，市场化和国际化一直是A股市场发展的目标。虽然从上述实证分析可知，公司境外扩张呈现出一定的空间集聚和发展的正外部性特性，但是大多反映的是本公司内的溢出效应而非公司外的溢出效应，因此，若想A股市场在国际化道路上有所突破，必须要加大A股市场国际化改革开放的力度。上市公司的国际化水平有待提高，表明我国证券市场国际化道路仍然漫长。第二，驱动公司国际化水平的主要因素是技术创新竞争力、人才和资金的推动以及公司之间的示范效应。公司需要的是合理的环境政策，不需要任何偏袒、补贴或是政策倾斜，政府真正要做的事是营造一个公平公正的社会和经济环境。第三，制约公司国际化进程的主要因素之一是企业非效率投资现象严重，投资的边际效率递减。因此，应当建立健全法律法规，完善相关制度，抑制无效率的境外投资和并购重组行为，拓宽公司境外投资渠道和途径，提高投资成功的概率。第四，政府要致力于消除资本流动的法律和非法律障碍，这有助于公司对外扩张和发展。

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(责任编辑：胡浩志)

F830.91/F064.1

A

1003-5230(2017)06-0052-11

2017-08-03

国家社会科学基金项目“我国证券市场国际化微观时空传导机理及推进策略研究”(16BJY175)

王中昭(1958— )，男，广西钦州人，广西大学商学院教授，博士生导师。