中国企业国际化过程的“加速”和“跳跃”：过度自信视角

王益民，方 宏

山东大学 管理学院，济南 250100

引言

企业国际化扩张本质上是在一个动态、历时过程中发生并展开的时间序列[1]，是随着时间推移不断改变其国际化承诺的动态过程。企业的国际化成长过程存在着复杂的、多元的国际化行为组合和行为序列模式，即使在国际化程度相同的情况下，国际化过程的差异也可能导致截然不同的组织绩效。然而，传统的国际化理论模型长期用一种刻板、静态的思想对国际化活动进行思考，简化了现实中极为复杂的国际化过程。因此，需要回到过程本身，重新审视国际化活动的动态复杂性[2]。

作为跨国经营的后来者，中国企业近十几年来国际化过程的“加速”和“跳跃”特征令世界瞩目。在LYLES et al.[3]对200家从事对外直接投资的中国民营企业的调查显示，50%的样本企业遵循阶段式国际化扩张，另外50%则采用试验性学习这样一种更加冒险的对外直接投资方式。“加速”和“跳跃”的国际化过程背后究竟隐藏着怎样的管理逻辑，国际化扩张决策的制定是理性的还是存在非理性因素，这些影响机制是否受中国传统文化、制度因素和产业环境的影响而具有中国特色，这是一个极具价值的理论和实践问题，需要做深入的理论探索和尝试。

鉴于此，本研究基于高阶梯队理论和行为金融理论，采用2007年至2013年中国上市公司面板数据，探讨高管过度自信对中国企业国际化速度和国际化节奏等过程特征的影响，进而考察内部股权结构和外部国际化压力等重要情景因素对该效应的影响机制，希望能够深入细致地刻画中国企业国际化过程的动态、多元特征，从理论上破解国际化过程黑箱，从而为解释和指导中国国际化实践做出贡献。

1 相关研究评述

国际化过程(internationalization process)一直是国际化研究领域的核心问题。经典的国际化过程理论认为国际化是企业随时间逐渐深入地进入海外市场的过程，该理论强调企业在国际化的演进过程中不断获取、整合和利用国外市场的相关知识，从而逐渐进入心理距离越来越大的新市场，其实质说明企业国际化过程是一种渐进式的经验积累和知识学习过程。在渐进的国际化过程中，组织可以通过获取海外市场经验性知识，逐渐加深其海外市场承诺，从而降低国际化风险，提高组织收益[4]。但是，尽管国际化早已被定义为一种动态的过程，传统国际化理论模型却一直用一种刻板、静态的思想对国际化活动进行思考，忽略了时间概念，简化了现实中极为复杂的国际化过程，忽略了国际化动态、多元的过程本质。直到20世纪90年代国际创业研究的兴起和发展，国际化过程的特征(如国际化速度和国际化节奏等)才被引入到这一研究领域，目的在于突破已有对于国际化过程仅做比较静态考察的局限[5]。也正是在这一新的研究分支和领域中，企业国际化过程中的动态、多维变化才真正成为研究的核心[6]。

组织是高层管理者的映射[7]。作为国际化战略的决策者和资源的控制者，高层管理者的认知特质会反映在公司的战略行为选择上，从高层管理者行为角度出发研究国际化过程问题就显得尤为重要。在高管特征层面，学者们主要从创业者和管理者团队的态度、经验、认知等方面入手分析其对国际化动态过程的影响。PLA-BARBER et al.[8]以问卷调查的方式对271家西班牙企业进行研究后发现，高管团队部分成员对国际化的积极态度会导致企业获得更快的国际化速度；ACEDO et al.[9]以西班牙104家中小企业为样本，通过建立结构方程模型，对国际化速度的直接和间接影响因素进行分析，结果表明前摄性、国际化导向和模糊容忍度会通过高管团队的风险认知态度影响企业的国际化速度。具体到中国情景下的研究，LIN et al.[10]对1997年至2006年台湾345家上市公司的国际化过程进行实证研究，发现CEO薪酬较高会促使国际化过程更加规律化，CEO与TMT之间薪酬差距与国际化节奏之间存在U形效应；王艺霖等[11]以中国制造业上市公司为样本，基于2008年至2013年的纵贯数据，探讨高管权力与国际化节奏之间的关系以及国际化绩效和组织冗余对二者之间关系的调节效应，有助于进一步理解中国情景下高管特征对国际化过程的影响。

但是，针对企业国际化的动态过程特征这一重要维度，已有研究仍存在缺陷。①从高管层面对中国企业国际化过程的研究极其匮乏。DENG[12]曾对2001年至2012年发表于国际主流期刊、以中国企业国际化为研究对象的138篇论文进行详尽梳理，发现聚焦于中国企业国际化动态过程的研究少之又少，从中国研究看，迄今为止只有极少的研究成果开始涉及国际化速度这一过程维度；林治洪等[13]从制度视角出发，运用2006年至2011年中国制造业上市公司的面板数据，实证检验国际化速度对企业绩效的影响以及制度因素对二者关系的调节作用。而把这一动态过程特质与高层管理决策变量结合在一起的理论研究就更加匮乏，尚无法形成系统结论指导中国企业国际化实践。②已有的国际化过程研究均基于理性人假设，对高层管理者在国际化战略决策中的非理性因素没有足够的认识。随着行为金融研究的发展和深入，国际化研究中普遍采用的理性人假设广受质疑[14]。管理者非理性行为研究，尤其是管理者过度自信理论的引入，提供了一个新的视角来研究上述问题，并逐渐得到理论界重视。作为一种普遍存在的心理特征，过度自信在企业高层管理者中表现得更为突出[15]。西方学者将行为金融的基本框架运用于企业决策主题行为研究，探讨高管过度自信对企业投资决策的影响。研究发现，管理者自大的个人特质会造成其高估投资收益、低估投资风险，从而盲目实施诸多低收益投资[16-17]。但是目前研究大多局限于管理者过度自信对投资决策结果的影响，鲜有学者对高管过度自信与企业国际化，尤其是与对外直接投资的动态过程特征的相关关系进行论证。在中国传统文化和特殊制度等因素的综合影响下，高管过度自信与中国企业国际化过程之间的关系是否会展现出与西方发达国家截然不同的一面，在国有股权比例和产业国际化压力等一些重要情景变量的作用下，这种影响机制是否以及怎样发生变化，这是本研究关注的问题，也将是一次有价值的理论尝试。

2 理论分析和研究假设

2.1 高管团队过度自信与中国企业国际化过程

VERMEULEN et al.[18]首次将国际化速度、国际化范围和国际化节奏界定为国际化过程的3个重要维度，从而能够从不同的角度刻画企业国际化扩张的动态特征。其中，国际化速度是指企业在一段时间内国际化扩张的数量或者国际化程度的变化，体现了国际化过程时间维度的快慢；国际化范围是指企业出口或对外直接投资的国家或者地区数量，反映企业国际化扩张的地理分散程度；国际化节奏，指企业国际化扩张数量的峰度值，反映企业海外扩张的规律性和连贯程度，国际化节奏值越高，表示企业国际化过程越不规律。

根据高阶梯队理论，组织战略决策和战略行为是高管团队特征的一种折射和反映[7]。从某种意义上说，高管团队塑造了企业国际化的进程，进而决定了国际化的成败。过度自信是人们普遍存在的心理特征，而高管过度自信的程度相对要更高[19]。LANDIER et al.[20]对法国创业企业家进行跟踪调查后发现，只有6%的企业家对自己创办的企业前途感到担忧，而56%的企业家对企业未来持乐观态度。这极有力地说明高管过度自信是种普遍现象。本研究认为，在中国情景下，高管过度自信程度越高，企业国际化速度会越快，不规律性会越强，具体原因如下。

(1)高层管理者的过度自信主要有3种表现，一是高估自己的能力，具体表现在其认为自身具有更全面的知识、更多的管理技能以及更强的掌控大局的能力[21]；二是高估预期收益和未来回报，低估可能出现的风险[22]；三是高估私人信息产生信号的准确性[23]。当发现海外投资机会时，在过度自信心理的驱动下，高层管理者会过高估计海外扩张的成功率和收益，而不考虑可能出现的风险以及客观条件的约束[24]，从而导致高频率的投资。另外，由于其过分相信其所获取信息的准确性，高层管理者会相对忽略对项目的系统评估，在机会主义的驱动下，其对外直接投资的不规律性也会显著增强。作为最重要的投资类型之一，对外直接投资需要面对与母国明显的经济、制度和文化差异，从而面临更大的不确定性。在面对较高的不确定性时，相对于理性管理者，过度自信的企业高层管理者更容易出现认知偏差和控制幻觉[25]，从而导致企业国际化速度加快、不规律性增强。

(2)中国传统文化为形成企业高层管理者的过度自信心理提供了条件。受儒家长期推崇的“君君臣臣”思想以及在此基础上形成的“官本位”文化影响，无论在哪种类型的组织中，中国长期以来对领导者的绝对权威认可度均很高，这就造成企业管理者，尤其是高层管理者成为企业内部的“准官员”。相对于西方企业管理者而言，这种文化所赋予的地位更容易导致高层管理者过高估计其自身能力及投资成功概率，从而增强其过度自信程度。中国正处于一个特殊的转型经济背景下，出现了大批卓越的管理者，如联想、华为、海尔等一批走在国际化实践前列的中国企业，其第一代领导人在企业国际化战略决策过程中都发挥着巨大的作用和影响力，即使即将面临退休，在一定时期内对企业决策仍将具有重要的影响。多年的成功及所获得的荣誉会加深其过度自信心理[24]，从而进一步推动中国企业对外直接投资的速度和节奏。

(3)中国特定的制度环境进一步推动了企业高层管理者的过度自信心理形成。中国正处于经济转型期，市场经济尚不成熟，制度建设仍不完善，企业内外部治理机制和监督机制还不健全，规范的职业经理人队伍建设仍未完成。在国家“走出去”政策的扶持和激励下，中国诸多企业抓住机遇，国际化过程迅猛，但诸多管理者往往无法认识到问题的本质，盲目高估自身的经营管理能力，在制度不完善和监管机制不健全的情况下，导致激进的国际化扩张。

综上所述，在中国传统文化和外部制度环境的双重影响下，中国企业高层管理者会更容易高估其能力及投资收益，忽略投资风险。当出现潜在投资信号时，中国企业高层管理者会更容易进行海外直接投资，导致中国企业国际化速度加快，不规律性增强。因此，本研究提出假设。

H1a在对相关因素进行控制的前提下，高管过度自信与国际化速度正相关，即高管过度自信会导致中国企业国际化过程“加速化”；

H1b在对相关因素进行控制的前提下，高管过度自信与国际化节奏正相关，即高管过度自信会导致中国企业国际化过程“跳跃性”。

2.2 内部国有股权比例对高管过度自信与国际化过程关系的调节效应

内部股权结构对企业投资行为具有重要影响。本研究认为，内部国有股权比例增高会促进高管过度自信对国际化速度和国际化节奏的正向影响，具体原因如下。

(1)内部国有股权比例较高企业存在无效率现象，究其原因主要在于缺乏对管理者的有效监督和激励机制[26]。中国的投资主体存在错位。尽管从理论上而言，国有股产权归全民共同所有，但是实际上普通公民既缺乏监督和激励管理者的能力，又缺乏监督和激励管理者的动力[27]。所有者缺位以及委托代理链条相对过长，导致企业代理成本明显增加，代理问题极为突出。在较弱的监督和激励机制下，管理者对企业资源的控制能力增强，对企业运作效率的追求动力却并未随之提高[28]。在这种情况下，高管团队在过度自信心理的驱动下，会更加忽略投资风险，高估投资收益，增加机会主义行为。

(2)国有股权的存在提升了企业获取资源的能力。国有股权可以促进企业与政府和国有银行之间的联系更加紧密，从而企业可以更便利地取得银行贷款和投资机会[29]。有形资源是企业创新、战略开发和探索的必要条件[30-32]，当出现国际化投资信号时，资源充足的企业更有条件和机会迅速获取。与资源匮乏企业相比，在资源约束更加宽松的情况下，管理者对资源焦虑度较低，过度自信程度会显著提升，会更倾向于快速国际化投资。

(3)国有股权是产生预算软约束的充分条件之一。国有股权的存在减轻了企业业绩下滑压力，当出现业绩下降或者亏损时,国有股权的存在往往可以使企业更便利地获取政府补贴。在这种背景下，企业管理者会进一步忽略投资风险，加速国际化过程。

综上所述，国有股权的存在，一方面会提升企业获取资源的能力，降低业绩下滑压力；另一方面，会导致企业缺乏有效监督和激励机制。在这些因素的影响下，高管过度自信对国际化过程的促进作用得到强化。因此，本研究提出假设。

H2a内部国有股权比例增加促进高管过度自信对国际化速度的正向影响；

H2b内部国有股权比例增加促进高管过度自信对国际化节奏的正向影响。

2.3 外部产业国际化压力对高管过度自信与国际化过程关系的调节效应

在经济全球化飞速发展的背景下，市场和产业全球化程度不断加深，企业竞争环境随之发生重大变化，其必然会对企业国际化战略选择造成显著影响。随着后危机时代的到来，中国企业普遍面临着国际化压力。产业国际化压力本质上所刻画的是企业所在行业的国际化程度，也就是产业的国际化竞争强度[30]。本研究认为，对于中国企业，产业国际化程度越高，国际化竞争压力越大，高管过度自信对国际化速度和国际化节奏的正向促进影响会受到遏制。这是因为，根据风险条件下决策的三参照点理论，在风险决策中，决策主体为了比较、分类和评估预期结果，将选定并且使用底线、现状和目标3个参照点，并且在此基础上将决策结果空间划分为失败、损失、获益和成功4个功能区域[33-34]，从而为风险决策的分析提供既符合理性又直观的界面和地标。除此之外，该理论还认为根据3个参照点确定的决策结果的4个功能区域在心理上的重要性等级不同。避免失败是最为重要的，其次是获得成功，再然后是在现状基础上有所下降或上升，也就是说决策者在底线威胁和目标机会之间会优先考虑底线，这也就是该理论的核心原则之一，即底线优先原则[35]。

借助于该理论的分析框架，对高层管理者而言，其底线无疑是维护自身职位和薪酬[36]，而目标在于争取自身效用最大化。跨国经营需要面对来自政治、经济、地理、文化等多方面的高度不确定性，因此，企业国际化行为具有高风险性[37]。在不考虑其他情景因素时，具备过度自信心理的高层管理者会表现出较高的机会主义倾向，从而导致国际化扩张的“加速化”和“跳跃性”。但是当企业位于国际化竞争强度较高的产业内部时，快速国际化对企业的资源和能力的要求会进一步提高。在国际化竞争的高强度和快速国际化的双重要求下，作为国际化经营的后来者，中国企业很难获取快速国际化所需资源，缺乏形成竞争优势的核心能力，并且还需承担制度不完善成本[38-40]，将受到更加严峻的挑战。因此，相对于国际化竞争比较平缓的产业，快速国际化给企业带来失败和绩效受损的可能性会加大[41]。而企业绩效是衡量高层管理者业绩的关键指标之一，即在国际化竞争强度较高的产业内部，企业高层管理者底线不保的可能性大大增加。根据三参照点理论的底线优先原则，在底线可能不保的情况下，决策者会放弃既可能达到目标又可能低于底线的变动性选项，而倾向于保守的确定性选项；而在没有底线之忧的情况下，为了达到目标而倾向于冒险的变动性选项[34]。所以，即使高层管理者具有过度自信心理，当产业国际化竞争压力上升，其机会主义驱动下的高速国际化扩张仍然会受到遏制。因此，本研究提出假设。

H3a外部产业国际化竞争压力会削弱高管过度自信对国际化速度的正向影响；

H3b外部产业国际化竞争压力会削弱高管过度自信对国际化节奏的正向影响。

3 研究设计

3.1 样本选取和数据来源

本研究对象为具有国际化行为的中国上市公司，其确定标准是报告期内存在海外销售收入。基于国泰安上市公司数据库和巨潮资讯网中国上市公司年度报告资源等，本研究对2007年至2013年上海和深圳交易所发行A股挂牌上市且存在国际化行为的中国上市公司相关数据进行人工收集整理和数据挖掘，获得初始样本企业1 392家。因为要测量企业国际化速度，本研究通过手工查询企业网站大事记、历史沿革、发展历程等模块，获得国际化元年数据可得且2007年至2013年存在海外子公司的上市企业370家。由于数据收集难度远超过预估，本研究从2014年1月开始手动收集数据，但直至2015年3月才将2007年至2013年数据收集完毕，并在此基础上形成此研究，因此实证分析数据截止到2013年。在此基础上，本研究在样本选取过程中剔除数据严重缺失的企业样本，最终获得301家企业、共计1 754个观测值的非平衡面板数据。本研究数据主要通过CSMAR、WIND和RESSET等数据库收集，缺失数据通过上市公司年报和公司网站等渠道进行补充。根据证监会行业分类标准，样本所在行业涵盖《国民经济行业分类》(GB/T4754-2011)06-46共41大类，制造业占绝大多数，比例为92.308%。

3.2 变量定义

(1)被解释变量

本研究将国际化速度和国际化节奏设定为被解释变量，用来刻画国际化过程动态变化的两个主要维度。

①国际化速度(Speed)。对国际化速度的测量是本研究的难点之一，随着国际创业和全球战略等研究领域的兴起和发展，关于国际化速度的研究虽已提出，但整体上处于起步阶段，对国际化速度的测量并未实现统一认识。目前绝大多数研究都把国际化速度定义为从企业创立到其发生第一次国际化行为之间的时间长短，测量的仅仅是企业开始国际化的早晚，而非国际化过程的快慢[42]。除此之外，部分学者将国际化速度定义为国际化程度的变动比例[43]，但这种定义无法从深度和广度层面深入测量企业国际化过程特征。本研究借鉴VERMEULEN et al.[18]和CHANG et al.[32]的研究，将国际化速度定义为企业海外子公司数目除以国际化年限，国际化年限界定为企业首次对外直接投资开始至报告期的时间间隔。在特定时间内企业对外直接投资次数越多，国际化速度值越大，意味着企业国际化速度越快。

②国际化节奏(Rhythm)。借鉴VERMEULEN et al.[18]和CHANG et al.[32]的研究，本研究采用的计算国际化节奏的公式为

(1)

(2)解释变量

高管过度自信(Overcon)。目前对高管过度自信的测量方法并不统一，主要有以下几种，即管理层的持股状况变动[44]、企业预测盈余与实际盈余比较[45]、企业景气指数[46]和高管薪酬比例[47]等。企业景气指数是以产业为基础进行测量，无法体现出企业管理者个体特征。相对于本研究的问题和采纳样本，相关媒体对管理层评价的数据难以获取。因此，本研究采用管理层的持股状况变动作为高管过度自信的测量指标。此外，还采用盈余预测作为高管过度自信的另一种度量方法进行稳健性检验。

管理层持股变动法的基本思路是指理性管理者通常会选择在股票价格较高时行使股票期权。如果在股价表现好于大盘时，管理者仍然不行使期权甚至增持股票，这意味着管理者对企业前景有乐观估计，属于过度自信的管理者[20]。因此，本研究判断高层管理者是否过度自信的条件为

Ht-Ht-1≥0

(2)

(3)

其中，Ht为t年年末企业高层管理者持有本公司股票的总股数，SPt为t年年末企业股票价格，Indext为t年年末大盘股票指数。如果同时满足(2)式和(3)式，即可判定高层管理者是过度自信的，取值为1，否则取值为0。

(3)调节变量

①内部国有股权比例(Sst)。本研究以国有股股本数占总股本数比例进行测量。

②外部产业国际化竞争压力(Lit)。MAKHIJA et al.[48]提出的Lit指标能够测量产业融入全球网络的程度，因此可以用来测量企业所在产业面临的全球化竞争压力，计算公式为

(4)

其中，Xk,t为k产业在t年的出口值，Mk,t为k产业在t年的进口值，Pk,t为k产业在t年的总产值。本研究遵循MAKHIJA et al.[48]和CHANG et al.[32]的做法，通过世界银行Bilateral Trade数据库、UN Comtrade数据库和国家统计局网站获取相关产业数据，该数据使用的是SITC的3位数产业分类。在此基础上，对照中国《国民经济行业分类》(GB/T4754-2011)大类分类进行转换，最终算出各产业Lit值。Lit值越大，表明产业国际化程度越高，企业面临的国际化竞争压力越大。

(4) 控制变量

根据已有研究，本研究对以下变量进行控制。

①企业规模(Firmsize)。企业规模越大，意味着有更多的资源和机会进行国际化扩张，因此对国际化过程有直接影响。本研究用总资产自然对数测量企业规模。

②企业年龄(Age)。企业年龄增长意味着企业管理经验增加，国际化知识和经验积累越丰富，国际化速度和国际化节奏可能会越激进。本研究采取企业已创建年限进行测量。

③有形资源冗余(Leverage)，已有研究使用最为广泛的是采用资产负债率测量有形资源冗余，本研究也选择资产负债率测量企业内部潜在可用的有形资源数量。资产负债率越高，表示企业内部有形资源冗余越低。

④企业性质(Ownership)。国有企业往往承担着经济利益之外的政治任务，本研究用企业的最终控制权测量企业性质。本研究将企业性质设定为虚拟变量，若企业最终控制权掌握在政府手中取值为1，否则取值为0。

⑤知识资本(KI)。企业层面的知识密集度可以从流量和存量两个角度进行测量[49]。根据本研究的目的，知识资本的累积对于企业国际化过程至关重要，因此本研究采用知识资本存量测量知识资本，其计算公式为企业内部无形资产与总资产比值。

⑥国际化程度(Doi)。企业的国际化需要付出时间和资源进行经验型学习，国际化经营活动的深度意味着企业国际化经营积累经验的深度，其对国际化速度有显著影响[42,50]。本研究采用企业的海外销售收入除以销售收入的比值进行测量。

⑦国际化范围(Scope)。CASILLAS et al.[50]认为，企业国际化涉及国家越多，其有关海外市场的累积经验的多样性程度越高，企业的国际化速度必然会受到影响。本研究采用企业海外扩张的国家数量进行测量。

除此之外，本研究还对产业和年份进行控制。变量定义和来源具体见表1。

3.3 模型设定

为了对本研究假设进行检验，设定以下研究模型。

为检验H1，本研究设定的研究模型为

Speedi,t=α0+α1Overconi,t+α2Ci,t+ε1,i,t

(5)

Rhythmi,t=β0+β1Overconi,t+β2Ci,t+ε2,i,t

(6)

为检验H2和H3的调节效应，设定理论模型为

Speedi,t=γ0+γ1Overconi,t+γ2Overconi,t·Ssti,t+

γ3Overconi,t·Liti,t+γ4Ci,t+ε3,i,t

(7)

Rhythmi,t=φ0+φ1Overconi,t+φ2Overconi,t·Ssti,t+

φ3Overconi,t·Liti,t+φ4Ci,t+ε4,i,t

(8)

其中，i为企业；Ci,t为控制变量；α0、β0、γ0和φ0为截距项；αj、βj、γj和φj为各变量的回归系数，j=1,2,3,4；εj,i,t为随机干扰项。

本研究样本包含301家企业，共计1 754个观测值。鉴于国际化元年并不一致，本研究采用的数据为非平衡面板数据。研究样本时间跨度为2007年至2013年共计7年数据，属于短面板，因此并不需要进行单位根检验。经Hausman模型检验后，p值为零，即拒绝原假设，应选择固定效应模型进行估计。

表2 描述性统计结果和相关系数矩阵Table 2 Results for Descriptive Statistics and Correlation Coefficients Matrix

注：观测值为1 754，*为p<0.050，下同。

4 检验结果和讨论

4.1 检验结果

本研究运用Stata 12.0统计分析软件进行计量分析，表2给出模型中主要变量的描述性统计结果和相关系数矩阵，自变量之间的相关系数相对较小。进一步进行方差膨胀因子分析，VIF值为1.250，远小于临界值10。因此，自变量之间不存在严重的多重共线性问题，可以进行多元回归分析。

由表2可知，样本企业国际化速度的均值为0.707，国际化节奏的均值为0.535，表明在样本期间内，中国企业国际化速度较高，国际化扩张不规律性较强，充分体现出中国企业国际化的“加速化”和“跳跃性”。高管过度自信的均值为0.752，表明在中国企业高层管理者对于企业当前生产经营状况和未来发展体现出较高程度的乐观。

表3给出国际化速度和国际化节奏的面板数据固定效应回归结果，模型1和模型6为基本变量，包含调节变量和控制变量，模型2和模型7分别在模型1和模型6的基础上加入解释变量高管过度自信，模型3和模型4、模型8和模型9进一步加入调节变量内部国有股权比例和外部产业国际化竞争压力与高管过度自信的交互项，模型5和模型10为全模型，所有模型均具有显著解释力。

无论被解释变量是国际化速度，还是国际化节奏，回归结果基本保持一致。模型2和模型7结果表明，高管过度自信与国际化速度显著正相关，回归系数为0.053,p<0.010；与国际化节奏显著正相关，回归系数为0.005,p<0.050。表明当企业高层管理者存在较高程度过度自信时，在中国传统文化及目前转型期特殊制度背景的影响下，由于其对自身能力和投资收益的过高估计以及对投资风险的忽略，导致其对外直接投资速度加快，国际化扩张呈现出较高的不规律性，即国际化过程整体呈现“加速化”和“跳跃性”。H1a和H1b得到验证。

模型3和模型8检验内部国有股权比例对高管过度自信与国际化速度和国际化节奏之间关系的调节作用。检验结果表明，高管过度自信与内部国有股权比例的交互项与国际化速度的回归系数为0.004,p<0.001；与国际化节奏的回归系数为0.001,p<0.001。并且这一结果在后续的全模型中依旧稳健。表明由于中国投资主体错位，当国有股比例较高时，委托代理链条过长，企业往往缺乏有效的监督和激励机制，对高层管理者决策约束较少。同时，国有股权的存在增强了企业获取资源的能力，减弱了破产及收益下降的风险，导致企业高层管理者风险意识更加淡薄。当企业高层管理者存在过度自信心理时，由于上述因素的存在，高层管理者会更倾向于激进、跳跃的国际化扩张，内部国有股权比例对高管过度自信与国际化速度和国际化节奏之间的关系具有正向强化作用。H2a和H2b得到验证。

模型4和模型9检验外部产业国际化竞争压力对高管过度自信与国际化速度和国际化节奏之间关系的调节作用。高管过度自信与外部产业国际化竞争压力的交互项与国际化速度的回归系数为-1.082,p<0.100；与国际化节奏的回归系数为-0.125,p<0.100。也就是说由于外部产业国际化竞争压力增加导致国际化扩张不确定性增加，高层管理者对风险的敏感性增加。对中国企业而言，产业国际化程度越高，国际化竞争压力越大，高管过度自信对国际化速度和国际化节奏的促进效应会受到遏制。H3a和H3b得到验证。模型5和模型10将两个调节变量与高管过度自信的交互项同时放入模型，交互项对国际化速度和国际化节奏的影响仍然存在且显著，再次证明H2a、H2b、H3a和H3b成立。

表3 回归结果Table 3 Regression Results

注：†为p<0.100，**为p<0.010，***为p<0.001；括号内数据为t值；由于计算国际化节奏是依据2007年至2010年4年的数据，年限较短，且由于数据为非平衡面板，造成观测值损失，最终模型有效观测值为959。下同。

4.2 稳健性检验

本研究对国际化速度和国际化节奏与高管过度自信之间的关系以及内部国有股权比例和外部产业国际化竞争压力对这一关系的影响做进一步的稳健性检验，以考察前文结论是否会因高管过度自信的测量方法不同而发生变化。本研究将上市公司的年度业绩预告与实际业绩之间的关系作为高管过度自信的替代变量，对模型重新进行回归分析。业绩预告的类型包括4种乐观预期(预增、略增、续盈、扭亏)和4种悲观预期(预减、略减、首亏、续亏)，上市公司大多会同时公布其预期的变动幅度。对于对企业业绩进行乐观预估的企业，如果在样本期间其实际业绩增长幅度低于预期，本研究将其定义为过度自信，并将Overcon定义为1，否则为0。以这个新的Overcon的替代变量重新对方程进行估计后，检验结果见表4。在模型11中，高管过度自信与国际化速度之间具有显著正相关关系，内部国有股权比例和外部产业国际化竞争压力对这一关系的调节作用与表3结果完全一致。在模型12中，高管过度自信与国际化节奏之间仍然呈现显著的正相关关系，高管过度自信与内部国有股权比例的交互项与国际化节奏之间具有弱的正相关关系，t值为1.539，高管过度自信与外部产业国际化竞争压力的交互项与国际化节奏之间仍然呈现负相关关系，但不显著。这可能由于样本年限周期较短，国际化节奏值偏少所造成。但是总体来说，检验结果与表3基本保持一致，表明本研究结果较为稳健。

5 结论

本研究抛弃管理者的理性假设，基于高阶梯队理论和行为金融理论，尤其是过度自信理论，采用2007年至2013年中国沪深两市A股上市公司面板数据，以高层管理者为分析对象，探讨高管过度自信对中国企业国际化速度和国际化节奏等动态过程特征的影响，并考察在内部国有股权比例和外部产业国际化竞争压力的双重情景下该影响机制的变化情况。研究结果表明，①当企业高层管理者存在较高程度过度自信时，在中国传统文化及目前转型期特殊制度背景的影响下，由于其对自身能力和投资收益的过高估计以及对投资风险的忽略，导致其国际化速度加快，国际化扩张呈现出较高的不规律性，即国际化过程整体呈现“加速化”和“跳跃性”。②由于中国投资主体错位，当国有股比例较高时，委托代理链条过长，企业往往缺乏有效的监督和激励机制，对高层管理者决策约束较少。同时，内部国有股权的存在增强了企业获取资源的能力，减弱了破产和收益下降的风险，导致企业高层管理者风险意识更加淡薄。当企业高层管理者存在过度自信心理时，由于上述因素的存在，高层管理者会更加倾向于激进、跳跃的国际化扩张，即内部国有股权比例会增强高管过度自信对国际化过程的影响。③外部产业国际化竞争压力增加，国际化快速扩张的风险进一步增强，失败的后果有可能导致管理者职位和薪酬受损。根据风险决策三参照点理论的底线优先原则，高层管理者对风险敏感性会增加。对中国企业而言，产业国际化程度越高，国际化竞争压力越大，高管过度自信对国际化速度和国际化节奏的促进效应会受到遏制。

表4 稳健性检验结果Table 4 Results for Robust Test

本研究的理论价值主要体现在：①以最新发展起来的国际化过程概念——国际化速度和国际化节奏为核心，聚焦于探究在中国企业“加速”和“跳跃”式国际化扩张背后的高管认知特征，回应了国际商务领域关注中国企业国际化动态特征以及战略管理领域基于企业层面现象进行个体微观研究的呼吁，对于深入思考中国情景下企业国际化决策行为背后的高管逻辑具有一定意义。②从过度自信视角出发，识别出中国企业激进的国际化过程背后存在高层管理者的非理性认知因素，对国际商务研究领域长久以来因循的理性人主导假设是一个有益的补充和拓展。③本研究从中国特殊情景出发，探讨内部国有股权比例和外部产业国际化竞争压力对高管过度自信与国际化过程特征之间影响的调节作用，并基于参照点理论的风险决策行为视角，得出与西方发达国家并不完全一致的结论，体现了中国企业国际化过程中的独特性，有助于突破固有思维，以全新的视角重新审视中国企业国际化过程中的特质。

中国企业的国际化实践正处于战略转换阶段，中国新兴跨国公司的第一代领导人即将面临退休，高管团队的变化将对中国企业未来的国际化战略产生巨大影响。本研究的实证结果表明，高管过度自信这一非理性认知因素会对企业国际化战略决策产生至关重要的影响。高管的过度自信心理越强，越有可能采取较为激进的国际化扩张模式。这意味着即使国际化态势、国际化程度完全相同的两家企业，其国际化路径和进程也可能截然不同，一家可能采取渐进式、较为规律的国际化扩张模式，另一家可能采取激进的、跳跃式的国际化扩张模式，而不同的模式、路径和进程特征对企业成长的影响也会截然不同。在组织吸收能力有限的前提下，由于时间压缩不经济性的存在，激进、跳跃式的国际化扩张会在很大程度上影响企业的组织学习和能力提升，从而对组织的长期绩效产生影响[18,51]。因此，企业应深刻认识到国际化过程对组织成长的影响，从而对企业的国际化扩张速度和节奏制定战略层面的规划。另外，有必要进行强有力的治理结构设计，加大对高层管理者对外直接投资决策的监督力度和激励机制，降低因认知误差做出的决策给企业价值带来的损害。除此之外，加大股权多元化力度，缩短国有股比例过高带来的委托代理链条，从而更好地支撑企业长期、健康、有序的国际化扩张路径，提升企业价值。

受限于时间和成本，本研究样本涉及时间仅限于2007年至2013年，由于国际化是一个长期的过程，因此在一定程度上实证结果可能无法深入体现中国企业国际化过程的长期特征。而且由于数据可得性限制，本研究样本暂未涉及服务业，这可能对研究结论的普适性造成一定程度的影响，未来研究应在此基础上扩大样本和时间范围，对本研究结论进一步检验。未来研究可以从4个方面加以扩展，①结合中国情景从制度层面探讨高管过度自信的形成原因。②将管理者非理性与其他治理因素相结合，如影响监管的董事会特征(如董事会断裂带等)，分析二者的相互作用对中国企业国际化扩张过程决策的影响。③以长期视角关注中国企业国际化过程与高管认知和行为的动态演化关系。根据行为决策理论，在企业国际化的不同阶段，高管认知对国际化过程决策的影响是不同的，而企业的国际化阶段以及过程又会反过来对高层管理者的认知产生影响，建议未来研究能够深入揭示二者之间的动态演化规律。④中国企业国际化过程特征对企业不同类型绩效的影响也非常值得做更进一步的深入探讨和研究。

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