國際化路徑與區(qū)域中小企業(yè)成長的關(guān)系：互補或替代

李鑫偉，牛雄鷹

（對外經(jīng)濟貿(mào)易大學 國際商學院，北京 100029）

國際化路徑與區(qū)域中小企業(yè)成長的關(guān)系：互補或替代

李鑫偉，牛雄鷹

（對外經(jīng)濟貿(mào)易大學 國際商學院，北京 100029）

選用2010—2014年我國31個省市自治區(qū)中小企業(yè)的相關(guān)指標，構(gòu)建靜態(tài)面板與動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型，研究我國省際中小企業(yè)國際化路徑對企業(yè)成長的影響，探析對外貿(mào)易與對外直接投資在影響中小企業(yè)成長過程中存在的關(guān)系，結(jié)果顯示：省際中小企業(yè)對外貿(mào)易正向促進中小企業(yè)成長，對外直接投資負向影響中小企業(yè)成長，二者在對區(qū)域中小企業(yè)成長的影響過程中呈替代關(guān)系。

中小企業(yè)成長；中小企業(yè)對外貿(mào)易；中小企業(yè)對外直接投資；替代關(guān)系

一、引言

經(jīng)濟新常態(tài)下我國中小企業(yè)發(fā)展受到新的挑戰(zhàn)：首先，后工業(yè)階段傳統(tǒng)經(jīng)濟增長引擎乏力，多數(shù)行業(yè)出現(xiàn)產(chǎn)能過剩。當前我國經(jīng)濟增長呈三期疊加的狀態(tài)，經(jīng)濟增長速度換擋期、結(jié)構(gòu)調(diào)整陣痛期、前期刺激政策消化期的交互作用導致房地產(chǎn)、制造業(yè)等傳統(tǒng)引擎下行壓力很大，中小企業(yè)生存舉步維艱。其次，國內(nèi)市場需求不足，經(jīng)營成本增加，中小企業(yè)整體面臨虧損狀態(tài)。在企業(yè)人力資源成本上漲、土地使用費用激增、生產(chǎn)所需資金匱乏的情況下，企業(yè)物流支出與環(huán)保費用也逐漸成為中小企業(yè)經(jīng)營過程中的負擔。在這些惡劣的經(jīng)營環(huán)境中，中小企業(yè)利潤逐漸下降，虧損數(shù)量日益增加，死亡率飆升。

區(qū)域內(nèi)一定數(shù)量的中小企業(yè)是經(jīng)濟繁榮、可持續(xù)發(fā)展的必要條件。2015年我國每萬人擁有中小企業(yè)數(shù)量為441.18家，而經(jīng)濟實力與科技水平高度發(fā)達的美國每萬人擁有中小企業(yè)數(shù)量為871.29家。以每萬人擁有的企業(yè)數(shù)量作比較，我國中小企業(yè)密度與發(fā)達國家相比還相差較遠，中小企業(yè)對經(jīng)濟發(fā)展的潛力還有待挖掘，區(qū)域范圍內(nèi)中小企業(yè)的數(shù)量有很大的增長空間。因此，以我國各省份為單位為中小企業(yè)成長提供政策支持與有利條件，使區(qū)域中小企業(yè)數(shù)量持續(xù)穩(wěn)定增長，是保證中小企業(yè)群體在區(qū)域范圍內(nèi)成長的關(guān)鍵因素。在經(jīng)濟新常態(tài)的背景下，我國中小企業(yè)應以“穩(wěn)步成長、持續(xù)發(fā)展”作為自身戰(zhàn)略發(fā)展的指導性原則，面對機遇與挑戰(zhàn)并存的經(jīng)濟全球化，努力提升自身實力，發(fā)揮自身靈活機動的經(jīng)濟優(yōu)勢，謀求自身發(fā)展。

在“一帶一路”“大眾創(chuàng)業(yè)、萬眾創(chuàng)新”的戰(zhàn)略背景下，通過國際化道路促進中小企業(yè)創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)與持續(xù)成長，享受國家支持中小企業(yè)國際化發(fā)展的各項政策，利用技術(shù)創(chuàng)新提高企業(yè)生產(chǎn)率，利用外需消化國內(nèi)過剩產(chǎn)能成為我國中小企業(yè)成長的重點。但是在經(jīng)濟增速換擋期、結(jié)構(gòu)調(diào)整陣痛期、前期刺激政策消化期的共同作用下，我國房地產(chǎn)、制造業(yè)以及基礎(chǔ)設(shè)施等傳統(tǒng)引擎下行壓力很大，老路已經(jīng)走到了盡頭，舊的發(fā)展方式無法延續(xù)。2014年以來，山西、黑龍江等能源大省GDP增速在全國墊底，煤炭、鋼鐵、汽車、石油開采等傳統(tǒng)行業(yè)全面虧損。其中2016年，房地產(chǎn)、汽車等多個龍頭產(chǎn)業(yè)進入去庫存階段，這導致產(chǎn)業(yè)鏈上的大量中小企業(yè)市場空間衰減進而虧損倒閉。我國中小企業(yè)協(xié)會于2017年1月份發(fā)布的2016年三季度中小企業(yè)發(fā)展指數(shù)SMEDI為92.5，略高于上季度的92.3，說明中央出臺的一系列支持中小企業(yè)的政策措施初見成效。但從分數(shù)項上看，小型企業(yè)經(jīng)營狀況仍然不佳。由于當前經(jīng)濟增長內(nèi)生動力不足，經(jīng)濟下行壓力進一步顯現(xiàn)。受宏觀經(jīng)濟環(huán)境影響，廣大中小企業(yè)特別是小微企業(yè)的生存發(fā)展更加困難。因此，在經(jīng)濟全球化不斷加劇的背景下，探析區(qū)域中小企業(yè)國際化對企業(yè)成長的影響具有重要的理論貢獻與實踐意義。

二、理論基礎(chǔ)與研究假設(shè)

區(qū)域企業(yè)成長是區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展的重要前提，但是國內(nèi)外學者并未將其作為區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展的主流。企業(yè)成長的概念最初被定義成企業(yè)被動地調(diào)整生產(chǎn)函數(shù)、適應企業(yè)發(fā)展已客觀存在的外部環(huán)境[1]，這是新古典經(jīng)濟學關(guān)于企業(yè)成長理論的最初闡述，其建立基礎(chǔ)是“經(jīng)濟人”假設(shè)、市場外部性客觀存在的約束環(huán)境。但現(xiàn)實中，人性假設(shè)理論符合“社會人”特征，市場也是不完全競爭市場，這種缺乏有力論證的經(jīng)濟學假設(shè)只能存在于理想狀態(tài)中，因此不能正確定義企業(yè)成長。科斯將“制度屬性”引入到企業(yè)成長的研究之中，在制度經(jīng)濟學派視角下企業(yè)成長代表了生產(chǎn)邊界與縱向一體化的不斷豐富[2]。真正將企業(yè)成長進行理論化概括的是彭羅斯提出的“企業(yè)成長理論”，該理論認為企業(yè)成長是長期持續(xù)的過程，而生命周期理論自從被首次提出之后被應用到各種領(lǐng)域。不論是交易成本理論還是生命周期理論，均是以企業(yè)個體層面關(guān)注企業(yè)成長[3-5]，而本文研究區(qū)域?qū)用嫔现行∑髽I(yè)國際化路徑對企業(yè)成長的影響，因此以區(qū)域經(jīng)濟理論中的區(qū)域分工貿(mào)易理論作為理論基礎(chǔ)進行研究。

區(qū)域分工貿(mào)易理論是為了描述國際分工與貿(mào)易而產(chǎn)生的，該理論早期代表學者有亞當·斯密（絕對優(yōu)勢理論）、大衛(wèi)·李嘉圖（比較優(yōu)勢理論）、赫克歇爾與奧林（生產(chǎn)要素稟賦理論）。亞當·斯密的絕對優(yōu)勢理論認為各國之間生產(chǎn)技術(shù)的絕對差別是國際貿(mào)易的基礎(chǔ)，但是絕對優(yōu)勢理論無法解釋如果一個國家生產(chǎn)所有產(chǎn)品都比他的貿(mào)易伙伴更有效率時進行國際貿(mào)易的基礎(chǔ)。之后，大衛(wèi)·李嘉圖在絕對優(yōu)勢理論的基礎(chǔ)上進行擴展，認為比較優(yōu)勢決定了一個國家將生產(chǎn)和應該生產(chǎn)某種產(chǎn)品。當兩個國家都分別只專門生產(chǎn)本國擁有比較優(yōu)勢的產(chǎn)品時，這兩個國家都能從貿(mào)易中受益。絕對優(yōu)勢理論和比較優(yōu)勢理論對國際貿(mào)易的揭示都是建立在生產(chǎn)率差異的基礎(chǔ)上的，但是絕對優(yōu)勢或者比較優(yōu)勢的來源是什么呢？在20世紀20年代，瑞典經(jīng)濟學家赫克歇爾和俄林基于要素稟賦理論拓展了比較優(yōu)勢理論。他們認為，各個國家和地區(qū)的生產(chǎn)要素稟賦不同，這是國際或區(qū)域分工產(chǎn)生的基本原因。隨著學者們對區(qū)域分工貿(mào)易理論的不斷擴展，區(qū)域分工貿(mào)易理論的不足之處也逐漸凸顯出來，主要是因為該理論在解釋企業(yè)國際化行為時主要適用于國際貿(mào)易，對國際投資缺乏有力解釋，而且舍棄了不同區(qū)域技術(shù)、經(jīng)濟條件等方面的差異，并假定各生產(chǎn)要素的生產(chǎn)效率是一樣的，從而把比較優(yōu)勢當成是絕對和不變的，但是在現(xiàn)實情況中，區(qū)域內(nèi)整體的技術(shù)水平與企業(yè)整體發(fā)展水平是動態(tài)變化的，而且政府對貿(mào)易、投資的宏觀政策引導能夠在一定程度上左右不同區(qū)域內(nèi)企業(yè)國際化行為、企業(yè)數(shù)量的變化、區(qū)域企業(yè)成長[6-7]。

近年來，學者們從不同的視角對企業(yè)成長進行新的詮釋，張玉明 等（2012）從“仿生學”視角對中小企業(yè)成長進行研究，將企業(yè)視作具有生命活力的成長個體，制定中小企業(yè)成長的指標體系，雖然為之后學者提供了新的研究視角，但沒有研究不同影響因素對中小企業(yè)成長的影響[8]。當今世界經(jīng)濟一體化的趨勢不斷增強，中小企業(yè)作為數(shù)量最多、最具活力的經(jīng)濟群體，應制定符合自身發(fā)展需求的國際化戰(zhàn)略，將國際化行為與自身成長相結(jié)合，在國際化戰(zhàn)略的引導下謀求中小企業(yè)持續(xù)成長。目前學術(shù)界對于企業(yè)國際化的研究大多集中于跨國公司或大型企業(yè)，普遍認為中小企業(yè)由于自身實力限制，無法進行國際化的投資與生產(chǎn)[9]。但隨著中小企業(yè)群體實力的不斷壯大、生產(chǎn)能力的不斷提升，一大批規(guī)模以上的中小企業(yè)擁有足夠的對外貿(mào)易與對外投資的實力。而且在區(qū)域?qū)用嫔现行∑髽I(yè)產(chǎn)能過剩與經(jīng)濟危機下的國際外需不振成為鮮明對比，政府如何通過政策引導中小企業(yè)選擇正確的國際化路徑成為區(qū)域中小企業(yè)持續(xù)成長的難題。

企業(yè)的成長性包括很多因素，國內(nèi)外學者經(jīng)常使用企業(yè)盈利能力、經(jīng)營規(guī)模、銷售額、企業(yè)價值等具體指標代表企業(yè)成長，但并未有權(quán)威而統(tǒng)一的指標能夠完全衡量企業(yè)成長[10-11]。中小企業(yè)的主要國際化路徑有兩條，分別為對外貿(mào)易與對外直接投資。國內(nèi)外學者針對中小企業(yè)國際化兩條路徑對企業(yè)盈利能力、經(jīng)營規(guī)模、銷售額、企業(yè)價值等具體變量的影響進行研究。鄧新明 等（2014）研究了政治關(guān)聯(lián)下的民營企業(yè)國際化戰(zhàn)略對企業(yè)價值提升的影響，結(jié)果顯示民營企業(yè)國際化程度越高，企業(yè)價值越大，但是其國際化戰(zhàn)略僅包括國際化經(jīng)營，并不包括民營企業(yè)的對外直接投資[12]。楊建清 等（2013）研究我國企業(yè)對外投資對于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級的影響，結(jié)果顯示對外投資對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級有著顯著正向影響[13]；但是蔣冠宏 等（2014）研究發(fā)現(xiàn)，企業(yè)技術(shù)研發(fā)類的長期投資則對企業(yè)生產(chǎn)率產(chǎn)生負向影響[14]。而且之前學者對于企業(yè)成長的研究均考慮個體方面的成長，缺乏對區(qū)域?qū)用嫫髽I(yè)成長的思考。那么對于區(qū)域?qū)用娴闹行∑髽I(yè)而言，國際化路徑一定能促進區(qū)域企業(yè)成長嗎？本文認為中小企業(yè)由于生存能力有限，其國際化行為相對于大型企業(yè)而言更注重于短期收益，因此對外貿(mào)易能夠快速形成收益，回籠資金，促進中小企業(yè)成長。但是對外直接投資普遍收益期較長，中小企業(yè)一旦形成過多的對外直接投資勢必會造成資金鏈斷裂的隱患，不利于企業(yè)成長。

因此，本文提出研究假設(shè)H1和H2：

H1：區(qū)域?qū)用嬷行∑髽I(yè)對外貿(mào)易對中小企業(yè)成長有顯著正向作用；

H2：區(qū)域?qū)用嬷行∑髽I(yè)對外直接投資對中小企業(yè)成長有顯著負向作用。

當兩個不同研究變量對第三者共同產(chǎn)生影響時，這種影響并不是兩個研究變量各自單獨存在，而是遵循某種關(guān)系共同產(chǎn)生影響，這種潛在的影響關(guān)系主要有兩種：互補關(guān)系與替代關(guān)系。例如：羅德里格斯 等（2012）論證了產(chǎn)業(yè)集群與區(qū)域創(chuàng)新對區(qū)域經(jīng)濟增長的影響關(guān)系，結(jié)果顯示產(chǎn)業(yè)集群與區(qū)域創(chuàng)新在對區(qū)域經(jīng)濟增長的影響中呈替代關(guān)系[15]；楊居正 等（2008）對信譽和管制在市場經(jīng)濟秩序中的交互作用進行研究，結(jié)果表明信譽和管制在市場經(jīng)濟秩序的控制過程中呈現(xiàn)出替代關(guān)系[16]。

國內(nèi)外學者對于對外直接投資與對外貿(mào)易間的互補與替代關(guān)系進行大量研究，依照不同理論與研究視角，得出的結(jié)果不盡相同。在內(nèi)部化理論與國際生產(chǎn)折衷理論的解釋下，學者們以對外直接投資的渠道、作用機制為依據(jù)，在跨國公司國際貿(mào)易過程中構(gòu)建一般均衡模型，都支持跨國公司對外直接投資與國際貿(mào)易的共同影響關(guān)系為替代關(guān)系；當學者們從國際需求的角度進行考慮，并引入對外直接投資與國際貿(mào)易的垂直性模型時，研究結(jié)果普遍認為兩者呈互補關(guān)系[17-18]。現(xiàn)有研究雖然大量論證了大型企業(yè)、跨國公司對外直接投資與國際貿(mào)易的影響關(guān)系，但對于區(qū)域?qū)用嫔现行∑髽I(yè)國際化兩條路徑對企業(yè)成長的共同影響的互補或者替代關(guān)系尚缺乏明確的論斷。因此本文依據(jù)中小企業(yè)實際經(jīng)營成長狀況以及之前假設(shè)的理論鋪墊，在此提出本文假設(shè)H3：

H3：區(qū)域中小企業(yè)對外貿(mào)易與對外直接投資在影響區(qū)域中小企業(yè)成長的過程中呈替代關(guān)系。

三、模型與數(shù)據(jù)處理

（一）模型構(gòu)建

本文在總結(jié)國內(nèi)外學者研究經(jīng)驗的基礎(chǔ)上提出研究假設(shè)，并選取2010—2014年我國31個省市自治區(qū)的中小企業(yè)相關(guān)數(shù)據(jù)，構(gòu)建靜態(tài)動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型，對假設(shè)進行驗證。其中模型（1）驗證假設(shè)H1與H2，模型（2）與模型（3）驗證假設(shè) H3。具體模型如下：

在模型（1）到模型（3）之中，i和 t分別表示我國31個省市自治區(qū)2010—2014年的區(qū)位數(shù)量與時間跨度，λi表示與時間變化無關(guān)的區(qū)域個體效應，μt表示與區(qū)域個體變化無關(guān)的時間效應，αit、βit表示常數(shù)項，εit為隨機誤差項。Yit為本文的被解釋變量，定義為中小企業(yè)成長，Tradeit、Ofdiit為本文的解釋變量，定義為國際化路徑，Zit為本文的控制變量。模型（2）中的Tradeit×Ofdiit為國際化路徑的交互項，模型（3）中的LNYit-1為動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型中企業(yè)成長的滯后1期。

（二）數(shù)據(jù)處理

本文選取2010—2014年我國31個省市自治區(qū)的中小企業(yè)相關(guān)數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)來源為《中國統(tǒng)計年鑒》（2011—2015）、《中國中小企業(yè)統(tǒng)計年鑒》（2011—2015）、《中國對外投資公報》（2011—2015）、Wind 數(shù)據(jù)庫等資料庫，數(shù)據(jù)真實可靠。

被解釋變量定義為區(qū)域中小企業(yè)成長。學術(shù)界對于中小企業(yè)的成長指標選取眾說紛紜，并未形成統(tǒng)一權(quán)威的解釋。在實證研究中，國內(nèi)外學者使用企業(yè)銷售收入、員工變動、經(jīng)營規(guī)模、產(chǎn)品銷售額、企業(yè)價值等作為代理變量，表示企業(yè)成長，也有學者認為企業(yè)的利潤與銷售額能更科學地衡量中小企業(yè)成長。之前學者們選取的企業(yè)成長代理變量均以企業(yè)為研究單位進行測量，而本文進行的研究以省份區(qū)域為單位，結(jié)合已有研究基礎(chǔ)進行分析，選擇省份區(qū)域內(nèi)的中小企業(yè)數(shù)量變動情況衡量各省份中小企業(yè)成長。

主要解釋變量為中小企業(yè)國際化路徑，分為中小企業(yè)對外貿(mào)易與對外直接投資。中小企業(yè)對外貿(mào)易可以選用《中國中小企業(yè)年鑒》（2011—2014）的中小企業(yè)出口交貨值，而中小企業(yè)對外直接投資額并無直觀數(shù)據(jù)。本文的中小企業(yè)對外直接投資使用不同類型數(shù)據(jù)計算得出：首先在Wind數(shù)據(jù)庫中收集到我國31個省份2010—2014年的企業(yè)對外直接投資總額，然后在《中國對外投資公報》（2011—2015）上搜集歷年中小企業(yè)對外直接投資的比例，二者相乘，得到各省歷年對外直接投資額。

控制變量選用區(qū)域中小企業(yè)資產(chǎn)規(guī)模、銷售收入、利潤額度、稅收額度等指標，結(jié)合學者們的歷史研究歸納所得。為驗證控制變量選取是否合理，本文進行控制變量對被解釋標量影響關(guān)系的驗證，結(jié)果見表1。

表1 控制變量面板回歸結(jié)果

為減少模型的異方差性，控制變量在檢驗過程中均進行對數(shù)化處理。由表1可知本文選取的控制變量在對被解釋變量的影響中通過靜態(tài)面板模型的F檢驗，模型整體在0.01的顯著性水平下顯著，各控制變量均通過T檢驗。其中中小企業(yè)銷售收入、利潤額度對企業(yè)成長呈顯著正向影響，中小企業(yè)稅收額度與中小企業(yè)成長呈顯著負向影響，這說明中小企業(yè)銷售收入與利潤的增加、中小企業(yè)納稅負擔減輕能夠促進中小企業(yè)成長。檢驗結(jié)果與經(jīng)濟現(xiàn)實情況相符，所以此結(jié)果可以說明控制變量選擇符合模型要求。

對主要解釋變量進行多重共線性檢驗，使用Stata12.0軟件計算各變量的方差膨脹因子，經(jīng)計算可得平均VIF（方差膨脹因子）均小于10，說明模型無顯著的多重共線性。

四、實證檢驗與分析

靜態(tài)面板數(shù)據(jù)模型按照計算方法與檢驗效果的不同具體有三種不同的表現(xiàn)形式，分別是固定效應模型、隨機效應模型以及混合效應模型。在靜態(tài)面板數(shù)據(jù)模型的回歸計算過程中，為了反映由于區(qū)域或個體的特征差異而產(chǎn)生的不可觀測性往往會添加λi（個體效應），為了反映不隨區(qū)域或個體變化但隨時間的變化而產(chǎn)生的誤差沖擊則會在模型中添加μt（時間效應）。當λi（個體效應）和μt（時間效應）與靜態(tài)面板模型中的主要解釋變量相關(guān)時，應當選擇固定效應模型。由于模型的主要解釋變量與模型εit相關(guān)，因此模型將出現(xiàn)“內(nèi)生性”問題，此時的OLS（普通最小二乘法）的運算估計結(jié)果是有偏的，而且不具備一致性。在實證研究中為了驗證并緩解模型的內(nèi)生性問題，國內(nèi)外學者通常的方法是采用LSDV法將模型誤差項中和主要解釋變量存在相關(guān)關(guān)系的λi（個體效應）和μt（時間效應）參數(shù)化，并將兩種效應的參數(shù)從模型誤差項中進行分離，使主要解釋變量與被分離后模型誤差項之間的相關(guān)關(guān)系不再顯著，之后再進行最小二乘法的模型運算（李昭華 等，2014）[19]。而王少平 等（2011）則認為靜態(tài)面板數(shù)據(jù)固定效應模型能夠有效緩解因為遺漏了部分對被解釋變量有影響關(guān)系但不在本文研究范圍內(nèi)的潛在變量而導致的內(nèi)生性，對于不同種類的回歸元內(nèi)生性也能很好緩解[20]。

隨機效應模型指的是λi（個體效應）和μt（時間效應）與主要解釋變量相關(guān)關(guān)系不顯著，但這兩種效應的存在會使模型誤差項出現(xiàn)自相關(guān)性，此時應選擇GLS（廣義最小二乘法）進行模型運算。混合效應模型將λi（個體效應）和μt（時間效應）與常數(shù)項合并作為回歸模型的截距，由于固定效應模型不考慮λi（個體效應）和μt（時間效應），因此其應用性十分有限。本文在面板數(shù)據(jù)模型的選擇上，首先通過對模型整體的顯著性F檢驗來驗證是否拒絕混合效應模型，然后使用豪斯曼檢驗驗證面板模型的內(nèi)生性，并進一步選擇區(qū)域中小企業(yè)成長的固定效應模型、隨機效應模型。

本文數(shù)據(jù)類型為31個省份2010—2014年的“短時間、多截面”的面板數(shù)據(jù)。模型誤差項εit通常假設(shè)不相關(guān)，其分布呈獨立態(tài)勢。首先，用Stata12.0軟件分別對模型（1）、模型（2）所衍生出的結(jié)果進行固定效應、隨機效應的面板回歸，在各模型的固定效應模型中，通過F檢驗驗證面板模型是否拒絕混合效應，從各模型結(jié)果可知模型（1）、模型（2）的 F檢驗P值分別為0.000 1、0.000 7、0.000 0，因此模型（1）、模型（2）拒絕混合效應模型，在固定效應與隨機效應之間選擇。

由表2可知，模型（1-1）是在不考慮控制變量的基礎(chǔ)上驗證各省市地區(qū)中小企業(yè)對外貿(mào)易與對外直接投資對中小企業(yè)成長的直接效應；模型（1-2）是在加入控制變量之后檢驗各省市自治區(qū)中小企業(yè)對外貿(mào)易與對外直接投資對中小企業(yè)成長影響的主效應；模型（2）則是驗證中小企業(yè)對外貿(mào)易與對外直接投資對中小企業(yè)成長影響過程中是互補關(guān)系還是替代關(guān)系，在模型（1-2）的基礎(chǔ)上將兩個主要解釋變量的交互項放入模型。三個模型中的第一列FE為固定效應、第二列RE為隨機效應，對所得結(jié)果進行豪斯曼檢驗，檢驗模型內(nèi)生性并進行模型的選擇，可知豪斯曼檢驗結(jié)果為P＞chi2=0.000，這就說明本文在靜態(tài)面板數(shù)據(jù)模型的固定效應、隨機效應的選擇上應選擇固定效應模型。

表2 中小企業(yè)成長靜態(tài)動態(tài)面板數(shù)據(jù)模型

其次，對本文假設(shè)1和假設(shè)2進行驗證，探討區(qū)域中小企業(yè)對外貿(mào)易與對外直接投資對中小企業(yè)成長的影響關(guān)系。模型（1-1）是主要解釋變量對被解釋變量的直接影響關(guān)系，從結(jié)果上看模型（1-1）的擬合優(yōu)度為0.446，說明中小企業(yè)對外貿(mào)易、對外直接投資在面板回歸中的直接效應解釋了44.6%的區(qū)域中小企業(yè)成長。模型解釋變量均通過T檢驗，其中中小企業(yè)對外貿(mào)易、對外直接投資T檢驗概率為0.023、0.000，分別在0.05、0.01顯著性水平下顯著，且前者的系數(shù)為正、后者系數(shù)為負，說明模型（1-1）的區(qū)域中小企業(yè)對外貿(mào)易與企業(yè)成長呈顯著正相關(guān)、對外直接投資與企業(yè)成長呈顯著負相關(guān)，與假設(shè)H1、H2相符。模型（1-2）中將控制變量加入其中，從結(jié)果上看模型（1-2）的擬合優(yōu)度為0.789，與模型（1-1）相比顯著提高，說明在加入控制變量之后中小企業(yè)對外貿(mào)易、中小企業(yè)對外直接投資在面板回歸中對中小企業(yè)成長的直接效應解釋提升到78.9%。模型解釋變量均通過T檢驗，其中中小企業(yè)對外貿(mào)易、對外直接投資T檢驗概率為0.050、0.002，分別在0.05、0.01顯著性水平下顯著，且前者的系數(shù)為正、后者系數(shù)為負，說明模型（1-2）的中小企業(yè)對外貿(mào)易與企業(yè)成長呈顯著正相關(guān)、中小企業(yè)對外直接投資與企業(yè)成長呈顯著負相關(guān)。經(jīng)過模型（1-1）和模型（1-2）的檢驗，區(qū)域中小企業(yè)對外貿(mào)易對中小企業(yè)成長呈現(xiàn)出顯著正向影響、中小企業(yè)對外直接投資對中小企業(yè)成長呈現(xiàn)出顯著負向影響，與前文假設(shè)相一致。也說明從區(qū)域角度看，各省市促進中小企業(yè)對外貿(mào)易發(fā)展、適度減少盲目的中小企業(yè)對外直接投資能夠促進地方中小企業(yè)的持續(xù)成長。

最后，驗證本文假設(shè)H3，對區(qū)域中小企業(yè)對外貿(mào)易與對外直接投資在影響中小企業(yè)成長中的關(guān)系進行判斷。模型（2）在模型（1）的基礎(chǔ)上將兩個主要解釋變量的交互項加入其中，以此確定中小企業(yè)國際化兩條路徑在對中小企業(yè)成長過程中是互補關(guān)系還是替代關(guān)系。從模型（2）的實證結(jié)果可以看出加入主要解釋變量交互項之后，模型的擬合優(yōu)度為0.863，與模型（1-2）擬合優(yōu)度0.789相比得到進一步提升，而且中小企業(yè)對外貿(mào)易與對外直接投資的交互項T檢驗概率為0.023，在0.05的顯著性水平下顯著，交互項系數(shù)為負，說明區(qū)域中小企業(yè)對外貿(mào)易與對外直接投資對中小企業(yè)成長的影響關(guān)系為替代關(guān)系，假設(shè)H3得到驗證。

五、結(jié)論與展望

本文通過收集2010—2014年我國31個省市自治區(qū)中小企業(yè)的全樣本數(shù)據(jù)，構(gòu)建靜態(tài)面板數(shù)據(jù)模型，研究中小企業(yè)對外貿(mào)易、中小企業(yè)對外直接投資對區(qū)域內(nèi)中小企業(yè)成長的影響關(guān)系與程度，并構(gòu)建靜態(tài)面板與動態(tài)面板模型對中小企業(yè)對外貿(mào)易與對外直接投資在影響中小企業(yè)成長過程中的交互關(guān)系進行驗證，判斷兩者影響被解釋變量的關(guān)系屬于互補關(guān)系還是替代關(guān)系，得到如下結(jié)論：

第一，我國區(qū)域中小企業(yè)對外貿(mào)易對中小企業(yè)成長呈顯著正向影響，中小企業(yè)對外直接投資對中小企業(yè)成長呈顯著負向影響。這個結(jié)論與之前學者們關(guān)于企業(yè)跨國經(jīng)營與投資的結(jié)論不完全一致，這主要是由于中小企業(yè)群體的特征所決定的。中小企業(yè)抗風險能力差、融資能力與管理能力有限，無法像大型企業(yè)、跨國公司一樣，依據(jù)內(nèi)部化理論憑借長期對外直接投資進行海外擴張，難以承擔對外投資機會成本與較長的投資回收期，而且中小企業(yè)對外長期投資的監(jiān)管乏力也使其無法做到科學的投資風險管理，因此對于中小企業(yè)來說過多的對外直接投資并不是科學的國際化路徑。

第二，區(qū)域中小企業(yè)對外貿(mào)易與對外直接投資對中小企業(yè)成長影響關(guān)系為替代關(guān)系。當各省區(qū)政府引導中小企業(yè)進行國際化戰(zhàn)略選擇時，對外貿(mào)易與對外投資不能同時大量進行，二者同時增加將限制中小企業(yè)的持續(xù)成長。由于中小企業(yè)自身的經(jīng)營特質(zhì)，在進行國際化路徑選擇時要充分考慮不同路徑間的替代關(guān)系，有著國際貿(mào)易資質(zhì)的中小企業(yè)應利用國際化的機會提高生產(chǎn)率、消化過剩產(chǎn)能，以對外貿(mào)易為主，減少對外長期直接投資，健全企業(yè)財務(wù)管理機制，避免因資金鏈斷裂而造成的企業(yè)成長困境。我國政府應該重視中小企業(yè)對國民經(jīng)濟的作用，注重對中小企業(yè)的支持與保護，明確中小企業(yè)與大型企業(yè)、跨國公司的特征差異，從現(xiàn)實出發(fā)，避免歷史經(jīng)驗主義的錯誤，有針對性地制定相關(guān)政策措施引導中小企業(yè)科學合理地選擇符合自身成長特點的國際化道路。

本文的不足之處有以下三點：首先，在于研究數(shù)據(jù)所跨年度只有四年。這主要是因為我國在2011年重新制定了不同行業(yè)中小企業(yè)的劃分標準，2010年之前的中小企業(yè)數(shù)據(jù)對于近幾年的數(shù)據(jù)來說在時間上的持續(xù)研究價值十分有限。其次，對國際化路徑與區(qū)域中小企業(yè)成長的概念界定應繼續(xù)深化，在代理變量的選擇上應更加精確。最后，中小企業(yè)群體中小微企業(yè)占絕大多數(shù)，而本文研究國際化路徑對中小企業(yè)成長的影響主要對象是按照省市區(qū)域劃分的規(guī)模以上中小企業(yè)，研究對象類別應該繼續(xù)擴大。在今后的研究過程中不僅要研究小微企業(yè)的國際化路徑與企業(yè)成長，更應該以企業(yè)為研究單位進行微觀層次的研究。

［1］理查德·R.納爾遜，悉尼·G.溫特.經(jīng)濟變遷的演化理論［M］.胡世凱，譯.北京：商務(wù)印書館，1977：60-61.

［2］GROSSMAN S，HART O.The coats and benefits of ownership：a theory of vertical and lateral integration［J］.Journal of political economiy，1986，94（4）：691-719.

［3］WILLIAMSON O.The economics of discretionary behavior：managerial capitalism［M］.New York：Free Press，1964：71-75.

［4］梁文潮，龍瑤.經(jīng)濟新常態(tài)下企業(yè)資本結(jié)構(gòu)對戰(zhàn)略轉(zhuǎn)型績效的影響——基于交易成本理論的研究［J］.經(jīng)濟與管理，2016，30（1）：59-63.

［5］熊勝緒，黃昊宇.中國企業(yè)持續(xù)成長問題相關(guān)研究綜述［J］.經(jīng)濟學動態(tài)，2008（12）：76-78.

［6］ZAHRA S A，NEUBAUM D O，EL-HAGRASSEY G M.Competitive analysis and new venture performance：understanding the impact of strategic uncertainty and venture origin ［J］.Entrepreneurship：theory and practice，2002，27（1）：1-28.

［7］GIMENO J，F(xiàn)OLTA T B，COOPER A C，et al.Survival of the fittest?entrepreneurial human capital and the persistence of under performing firms［J］.Administrative science quarterly，1997，42（4）：750-783.

［8］張玉明，段升森.中小企業(yè)成長能力評價體系研究［J］.科研管理，2012（7）：98-105.

［9］WESTHEAD P，WRIGHT M.Theinternationalizationof new and small firms：a resource-based view［J］.Journal of business venturing，2001，16（4）：333-359.

［10］曾萍，張筱.中國民營企業(yè)研究：1987～2012 年［J］.經(jīng)濟管理，2014（1）：187-198.

［11］陳立敏，王小瑕.國際化戰(zhàn)略是否有助于企業(yè)提高績效——基于Meta回歸技術(shù)的多重誤設(shè)定偏倚分析［J］.中國工業(yè)經(jīng)濟，2014（11）：102-115.

［12］鄧新明，熊會兵，李劍峰，等.政治關(guān)聯(lián)、國際化戰(zhàn)略與企業(yè)價值——來自中國民營上市公司面板數(shù)據(jù)的分析［J］.南開管理評論，2014（1）：26-43.

［13］楊建清，周志林.我國對外直接投資對國內(nèi)產(chǎn)業(yè)升級影響的實證分析［J］.經(jīng)濟地理，2013（4）：188-199.

［14］蔣冠宏，蔣殿春.中國企業(yè)對外直接投資的“出口效應”［J］.經(jīng)濟研究，2014（5）：160-173.

［15］RODRGUEZ-POSE A，COMPTOUR F.Do clusters generate greater innovation and growth?an analysis of European regions ［J］.The professional geographer，2012，64（2）：211-231.

［16］楊居正，張維迎，周黎安.信譽與管制的互補與替代——基于網(wǎng)上交易數(shù)據(jù)的實證研究［J］.管理世界，2008（7）：18-26.

［17］EVENETTS，KELLER W.Ontheoriesexplainingthe success of the gravity equation［J］.Journal of political economy，2002（10）：281-316.

［18］張應武.對外直接投資與貿(mào)易的關(guān)系：互補或替代［J］.國際貿(mào)易問題，2007（6）：87-93.

［19］李昭華，楊林燕.產(chǎn)權(quán)制度與發(fā)展中國家生態(tài)資源貧瘠化：以南北貿(mào)易為中介變量的影響機制分析［J］.國際貿(mào)易問題，2014（2）：74-85.

［20］王少平，楊繼生，歐陽志剛.計量經(jīng)濟學［M］.北京：高等教育出版社，2011：81-83.

The Relationship between Internationalization Path and Growth of Regional SMEs：Complementary or Substitution

Li Xinwei，Niu Xiongying
（International Business School，University of International Business and Economics，Beijing100029，China）

This paper select the relevant indicators of small and medium-sized enterprises（SMEs） in China's 31 provinces and municipalities from 2010 to 2014，build static panel and dynamic panel data model，study the influence of China's provincial SMEs internationalization path on the growth of enterprises，explore the relationship between foreign trade and foreign direct investment affecting on the growth of SMEs.The empirical results show that the foreign trade of provincial SMEs to the growth of SMEs show a significant positive effect，foreign direct investment negatively affects the growth of SMEs，both in the growth of regional SMEs have an substitution relationship.

small and medium sized enterprises （SMEs）growth，SMEs foreign trade，SMEs foreign direct investment，substitution relationship

F275

A

1003-3890（2017）06-0070-07

2017-01-20

國家自然科學基金項目（71640037）；教育部哲學社會科學研究重大課題攻關(guān)項目（13JZD017）

李鑫偉（1990-），男，天津武清人，對外經(jīng)濟貿(mào)易大學國際商學院博士研究生，研究方向為組織變革與中小企業(yè)管理；牛雄鷹（1967-），男，山東棗莊人，對外經(jīng)濟貿(mào)易大學國際商學院教授，博士生導師，研究方向為組織變革與中小企業(yè)管理。

曹華青