国际化战略、研发投入与企业经营绩效——基于面板门限模型的分析

王梦怡

(郑州大学商学院，河南郑州450001)

党的十九大报告进一步明确了要以“一带一路”建设为重点，坚持企业“走出去”的国际化发展战略，而中国企业国际化战略的核心问题已从“是否走出去”转变到“如何走出去”。国内外学术界关于企业国际化与绩效关系的观点不尽相同——正相关、负相关、U形关系等，甚至有观点认为它们根本不相关。产生这些不同的原因主要有4个：缺乏中国特定情境下的研究，理论对研究现象解释能力有限，忽视了国际化过程起到的调节作用，实证技术有待提高[1]。许多学者开始关注调节变量的作用，近年来的研究更多是选取一个合适的情境分析两者的关系。本文从跨国企业研发投入视角出发，以2012—2016年沪深A股上市公司为研究样本，结合资源基础理论的观点分析国际化程度与企业绩效之间可能存在的门限效应。

1 综述与假设

早期学术界的研究主要探讨企业国际化经营的动机、进入模式与行为，但从根本上来说，企业实施国际化战略的目的在于提高企业绩效，因此近年来该问题受到广泛关注。

“交学费”和“水土不服”论认为，跨国企业相对于东道国企业会产生额外成本[2]。除此之外，跨国企业面临更多的不确定风险，例如贸易壁垒、价格波动和政治法律风险、金融风险[3]。文化层面的因素也会调节企业国际化程度对企业绩效的影响，Jong和Houten[4]认为，如果跨国公司在与母国文化相似的国家中经营，国际化程度对企业绩效产生积极影响，但如果是在文化迥异的国家中经营，则会产生消极影响。显然中国文化具有独特性，这从侧面支持了中国企业跨国经营可能会对企业绩效产生不利影响的观点。

资源基础理论认为，企业拥有独特的核心资源与能力可以获得并长久保持竞争优势[5]。研发能力是企业的核心资源之一，跨国企业具有较高的研发能力能够帮助企业在国际市场的扩张活动中获益，一旦形成属于企业自身的专有能力，那么这些跨国企业的核心技术很难被东道国企业模仿[6]。现有研究结果普遍认为，跨国企业拥有较多资源可以正向调节国际化程度与企业绩效的关系。比如，Kotabe等[7]发现较多的研发投入可以正向调节国际化程度与企业绩效关系。

企业的研究成果需要在前期投入一定规模的研究经费，当跨国企业的研发投入低于某一临界值时，世界范围内的其他竞争者能够轻易模仿本企业的研究成果，企业的国际化经营反而使企业绩效下降。当研发投入达到一定水平后，企业形成了他人难以模仿的创新技术，从而获得了持续性的竞争优势，同时国际化经营产生的市场风险对企业绩效的负向影响开始缩小。也就是说，国际化程度对企业绩效的负向影响还取决于跨国企业的研发能力是否超过了一定的门槛，当企业的研发投入强度达到一定的水平时，这种负向影响将会得到抑制。基于上述分析，本文提出假设1。

假设1：国际化程度与企业绩效的关系存在门限效应。在研发投入跨越一定的门限值之前，国际化程度对企业绩效的负向影响较强，但跨越相应的门限值之后，由于企业形成了其他竞争者难以模仿的创新技术，国际化程度对企业绩效的负向影响减弱。

研发投入还存在机会成本效应，因此不断提高研发投入强度可能不会始终正向调节国际化程度与企业绩效的关系。如果企业在研发方面投入过多，必然影响企业在其他方面的投入，反而使企业的盈利性降低[8]。尽管许多文献都认为研发投入更多表现为正向调节两者的关系，但研发投入是一种长期投资，主要用于支付高级研发人员的工资，当国内的研发人员不能满足其需求时，跨国企业必然雇佣更多海外研发人员，过于庞大的海外研发人员团队可能会加大国际化程度对企业绩效的不利影响[9]。本文认为，当跨国企业的研发投入达到一个过高的水平，企业提升国际化程度一方面可能会产生更多的管理成本，另一方面可能导致跨国企业拥有的知识和技术在投资地国家中扩散。因此，当研发投入强度达到一定程度时，国际化程度对企业绩效的负向影响将再次显现出来。基于上述分析，本文提出假设2。

假设2：国际化程度对企业绩效的影响存在最佳的研发投入强度区间。只有研发投入达到一定的门限值，才能抑制国际化程度对企业绩效的负向影响，但如果再次超过某个门限值，研发投入不但不能抑制这种不利影响，反而加大该负向影响的程度。

2 研究设计

2.1 研究样本与数据来源

本文将2012—2016年沪深A股上市公司作为研究样本，并严格按照下列原则对样本进行筛选：1)剔除没有海外销售收入的公司；2)剔除ST公司和数据不完整的公司；3)剔除金融、保险业公司；4)为避免极端值对研究结果的影响，本文采用Winsorize方法对数据的极端值进行处理；5)剔除研发投入金额为0的样本，原因在于本文更关注企业在有研发投入的情况下国际化与企业绩效之间的关系；6)由于门限模型要求样本数据必须是面板平衡数据，因此本文剔除了不符合要求的样本。本文的数据来自国泰安CSMAR数据库和Wind数据库。本文使用Excel 2016对数据进行整理，剔除不符合要求的样本之后，共得到了4 575个样本观察值，研究中使用了Stata 14.0统计软件。

2.2 变量设计

2.2.1 被解释变量与门限变量

本文的因变量为企业绩效，故本文参考了学者郭立新、陈传明[10]的做法，把总资产报酬率和净资产报酬率作为衡量企业绩效的指标，其计算方法为：总资产报酬率=净利润/平均总资产，净资产报酬率=净利润/平均净资产。门限变量是研发投入强度，比较常见的做法是用研发投入金额除以总营业收入或者总资产[11]，本文取，研发投入强度=当期研发投入金额/年末总资产。

2.2.2 核心解释变量

核心解释变量为企业国际化程度，多数学者采用海外销售收入占总收入的比重(foreign sales to total sales,FSTS)[12]来衡量。从企业运营的角度来看，可以采用企业海外资产占总资产的比重(foreign assets to total assets, FATA)[13]；从企业拥有的人力资源角度来看，也有学者采用海外员工占总员工数的比重(foreign employees to total employees, FETE)来衡量企业国际化程度[14]。联合国贸发会议(UNCTAD)《2000年度世界投资报告》提出采用FSTS、FATA和FETE三者算术平均数来衡量企业的跨国指数。本文采用FSTS衡量国际化程度，主要原因是国内运用该衡量方法较为广泛，同时相关数据较容易在数据库中获取。

2.2.3 控制变量

借鉴其他学者的做法，本文在模型中加入下列控制变量：第一大股东持股比例、管理层持股比例、企业规模、资产负债率、企业年龄。所有变量的定义和符号表示见表1。

表1 变量定义及说明

2.3 计量模型与回归方法

为了检验研发投入对国际化程度与企业绩效之间关系的影响，并寻找国际化与绩效效用最大化时的研发投入的最佳区间，本文采用Hansen[15]提出的门限面板数据模型进行研究，考虑如下简化的单门限面板模型：

(1)

其中：yit是被解释变量；xit是解释变量；qit是门限变量；γ是门限值；εit是随机误差项；ui是个体效应，表示模型是一个固定效应模型。公式(1)可以简化成公式(2)。

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

(2)

其中I(·)表示指示函数，若满足括号内的条件，该函数取值为1，反之则取值为0。上述公式仅考虑了单门限且无控制变量的模型，本文构建了双门限、三门限模型，具体见公式(3)和公式(4)。

Perfit=β1FSTSit·I(R&D≤γ1)+β2FSTSit·

I(γ1γ2)+

(3)

Perfit=β1FSTSit·I(R&D≤γ1)+β2FSTSit·

(4)

对于模型是否存在“门限效应”可以通过检验原假设：

H0∶β1=β2=…=βn(均为门限变量的系数)

Hansen的模型通过构造LR统计量检验该假设：

其中SSR是回归平方和，σ是标准差。

LR统计量的渐进分布不是标准的χ2分布，无法判断其临界值，但可以采用自助法(Bootstrap)得到LR统计量的临界值。若拒绝原假设，则可以认为存在门限效应，进一步可以对门限值进行如下检验：

H0∶γ=γ1

为检验该原假设，可以定义LR检验统计量为

可以利用LR(γ)统计量计算γ的置信区间，类似地可以推广到多个门限值γ的情形，此处不再赘述。

3 实证结果

3.1 描述性统计与相关性分析

全样本的描述性统计见表2。Perf_1和Perf_2的平均值分别是0.040 1和0.063 0，可见实施了国际化战略的中国上市企业的绩效水平偏低。FSTS的平均值为0.221 0，说明样本企业的总收入中平均有22.1%是来自海外市场，标准差为0.223 0，这表明样本企业的国际化程度相对来说比较均匀。CR1的均值为0.349，说明样本中企业的股权集中度较高。Dual的均值为0.158，标准差为0.209，说明上市企业中管理层持股的现象比较普遍。Size的均值为22.080，标准差为1.210，因此可以说明上市企业资产规模普遍较大。Lev的均值0.410，说明上市企业的平均债务比例在41.0%。Age的均值是16.170，说明样本中的上市企业的年龄普遍比较大。

表2 全样本主要变量的描述性统计

在进行回归分析之前，本文对主要变量进行了相关性检验，结果如表3所示。由此可见，衡量企业绩效的两个指标(Perf_1和Perf_2)都与国际化程度显著负相关，与本文的预期基本一致，但由于未控制其他变量，该结论并不一定正确。观察解释变量的相关性，可以看出各解释变量之间的相关系数的绝对值都在0.65以下，说明多重共线性问题不严重。

表3 相关性分析矩阵

注：***表示P<0.01,**表示P<0.05,*表示P<0.1。

3.2 门限效应的检验及门限值估计

在进行门限回归之前，本文对门限效应的存在性进行检验，需要通过自助法(Bootstrap)计算F统计值和相应的P值，进而判断使用门限模型是否合理。为了保证回归模型的准确性，模型的检验中包含了控制变量。表4报告了分别使用资产报酬率(Perf_1)、净资产报酬率(Perf_2)作为被解释变量时，单一门限、双门限以及三门限效应是否存在的检验结果。由表4的检验结果可知：国际化程度对企业绩效的影响存在门限效应，无论被解释变量为Perf_1还是为Perf_2，都可以认为存在3个门限值。

表4 门限效应检验

注：F统计值和P值均采用Bootstrap重复抽样300次计算得出。

表5汇报了门限估计值和95%的置信区间。

3.3 门限回归结果分析

本文衡量企业绩效的被解释变量选择了资产报酬率和净资产报酬率,表6列出了门限效应回归结果，根据表4的门限效应检验结果，模型(1)和模型(2)使用的都是三门限效应模型。

分析表6可以得出以下结论：

第一，国际化程度对企业绩效的影响存在门限效应。只有研发投入达到一定门限才能降低国际化对绩效的负效应。模型(1)的结果说明，当研发投入达到第一门限时，国际化程度对企业绩效的负效应从0.040 5降至0.020 9；当研发投入达到第二门限时，国际化程度对企业绩效的负效应从0.020 9降至0(由于该系数不显著，故可认为该系数为0)。模型(2)也有相似的结论。上述证据支持了假设1，可以认为存在门限效应，具体而言，在研发投入跨越一定的门限值之前，国际化程度对企业绩效的负向影响较强烈，但跨越相应的门限值之后，由于企业形成自己独特的研发创新能力，国际化程度对企业绩效的负向影响减弱。

表5 门限估计值与95%置信区间

表6 门限效应回归结果

注：FSTS_1、FSTS_2、FSTS_3、FSTS_4分别表示第一至第四阶段上FSTS的回归系数；***表示P<0.01，**表示P<0.05，*表示P<0.1。

第二，国际化程度对企业绩效的影响存在最佳的研发投入区间。模型(1)中显示，当研发投入达到第三门限时，国际化程度对企业绩效的负向影响从0上升至0.040 1。模型(2)也有相似的结论，当研发投入达到第二门限时，国际化程度对企业绩效的负效应从0上升至0.085 3。上述证据支持了假设2，可以认为存在最佳的研发投入区间，只有研发投入达到一定的门限值，才能抑制国际化程度对企业绩效的负向影响，但如果再次超过某个门限值，研发投入不但不能抑制这种不利影响，反而加大该负效应的程度。

4 研究结论与展望

本文基于2012—2016年中国沪深A股上市公司数据，研究了国际化程度与企业绩效的非线性关系，并使用面板门限模型考察研发投入作为门限变量如何调节国际化程度与企业绩效的关系，本文得到以下结论:

第一，国际化程度对企业绩效具有负向影响，能够显著降低企业绩效。主要原因是跨国企业相对东道国本土企业具有新入者劣势成本和异国经营成本，除此之外，跨国企业面临更多的不确定环境，加剧和增大了跨国企业国际化经营的风险和成本。本文认为国际化程度与企业绩效存在负相关关系，并得到了印证。

第二，国际化程度对企业绩效的影响存在门限效应。在研发投入跨越相应的门限值之后，由于企业形成了其他厂商难以模仿的研发创新技术，国际化程度对企业绩效的负向影响得到减弱。无论是以资产报酬率还是以净资产报酬率作为被解释变量，本文均发现存在3个门限值：当被解释变量为资产报酬率时，研发投入的3个门限值分别为0.016 5、0.035 4和0.045 9；当被解释变量为净资产报酬率时，研发投入的3个门限值分别为0.016 5、0.035 8和0.045 9。这两个被解释变量均可以划分出4个研发投入阶段，在前3个阶段中，本文发现国际化程度对企业绩效的负向影响分别从第一阶段的0.040 5和0.087 5降至第三阶段的0。这个结果具有一定的应用价值和借鉴意义，如果中国的跨国企业能够运用好这种门限效应，可以消除国际化程度对企业绩效的不利影响。

第三，国际化程度对企业绩效的影响存在最佳的研发投入强度区间。本文发现研发投入如果超过一定门限，研发投入不但不能抑制国际化程度对企业绩效的不利影响，反而加大该负向影响的程度。无论是资产报酬率还是净资产报酬率，这个过度研发投入的门限值都为4.59%。由前文的结果可以知道，第四阶段模型(1)(2)国际化程度的系数分别为-0.040 1和-0.085 3，这个系数的绝对值甚至比第二阶段的系数绝对值还要大。这种反向逆转结果意味着跨国企业不能一味地在研发方面投入过多，还应关注企业在其他方面的发展。