李鑫偉，牛雄鷹

（對(duì)外經(jīng)濟(jì)貿(mào)易大學(xué) 國際商學(xué)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(bǔ)或替代

李鑫偉，牛雄鷹

（對(duì)外經(jīng)濟(jì)貿(mào)易大學(xué) 國際商學(xué)院，北京 100029）

選用2010—2014年我國31個(gè)省市自治區(qū)中小企業(yè)的相關(guān)指標(biāo)，構(gòu)建靜態(tài)面板與動(dòng)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(duì)企業(yè)成長的影響，探析對(duì)外貿(mào)易與對(duì)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(duì)外貿(mào)易正向促進(jìn)中小企業(yè)成長，對(duì)外直接投資負(fù)向影響中小企業(yè)成長，二者在對(duì)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(duì)外貿(mào)易；中小企業(yè)對(duì)外直接投資；替代關(guān)系

一、引言

經(jīng)濟(jì)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(jì)增長引擎乏力，多數(shù)行業(yè)出現(xiàn)產(chǎn)能過剩。當(dāng)前我國經(jīng)濟(jì)增長呈三期疊加的狀態(tài)，經(jīng)濟(jì)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(dǎo)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(fèi)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(fèi)用也逐漸成為中小企業(yè)經(jīng)營過程中的負(fù)擔(dān)。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(jì)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(jì)實(shí)力與科技水平高度發(fā)達(dá)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(dá)國家相比還相差較遠(yuǎn)，中小企業(yè)對(duì)經(jīng)濟(jì)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(jì)新常態(tài)的背景下，我國中小企業(yè)應(yīng)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(dǎo)性原則，面對(duì)機(jī)遇與挑戰(zhàn)并存的經(jīng)濟(jì)全球化，努力提升自身實(shí)力，發(fā)揮自身靈活機(jī)動(dòng)的經(jīng)濟(jì)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(jìn)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(xiàng)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(diǎn)。但是在經(jīng)濟(jì)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(gè)龍頭產(chǎn)業(yè)進(jìn)入去庫存階段，這導(dǎo)致產(chǎn)業(yè)鏈上的大量中小企業(yè)市場空間衰減進(jìn)而虧損倒閉。我國中小企業(yè)協(xié)會(huì)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(tái)的一系列支持中小企業(yè)的政策措施初見成效。但從分?jǐn)?shù)項(xiàng)上看，小型企業(yè)經(jīng)營狀況仍然不佳。由于當(dāng)前經(jīng)濟(jì)增長內(nèi)生動(dòng)力不足，經(jīng)濟(jì)下行壓力進(jìn)一步顯現(xiàn)。受宏觀經(jīng)濟(jì)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(jì)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(duì)企業(yè)成長的影響具有重要的理論貢獻(xiàn)與實(shí)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(jì)發(fā)展的重要前提，但是國內(nèi)外學(xué)者并未將其作為區(qū)域經(jīng)濟(jì)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(dòng)地調(diào)整生產(chǎn)函數(shù)、適應(yīng)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(jì)學(xué)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(jì)人”假設(shè)、市場外部性客觀存在的約束環(huán)境。但現(xiàn)實(shí)中，人性假設(shè)理論符合“社會(huì)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(jì)學(xué)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?？扑箤ⅰ爸贫葘傩浴币氲狡髽I(yè)成長的研究之中，在制度經(jīng)濟(jì)學(xué)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(jìn)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(rèn)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(yīng)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(gè)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(duì)企業(yè)成長的影響，因此以區(qū)域經(jīng)濟(jì)理論中的區(qū)域分工貿(mào)易理論作為理論基礎(chǔ)進(jìn)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(xué)者有亞當(dāng)·斯密（絕對(duì)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(dāng)·斯密的絕對(duì)優(yōu)勢理論認(rèn)為各國之間生產(chǎn)技術(shù)的絕對(duì)差別是國際貿(mào)易的基礎(chǔ)，但是絕對(duì)優(yōu)勢理論無法解釋如果一個(gè)國家生產(chǎn)所有產(chǎn)品都比他的貿(mào)易伙伴更有效率時(shí)進(jìn)行國際貿(mào)易的基礎(chǔ)。之后，大衛(wèi)·李嘉圖在絕對(duì)優(yōu)勢理論的基礎(chǔ)上進(jìn)行擴(kuò)展，認(rèn)為比較優(yōu)勢決定了一個(gè)國家將生產(chǎn)和應(yīng)該生產(chǎn)某種產(chǎn)品。當(dāng)兩個(gè)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(shí)，這兩個(gè)國家都能從貿(mào)易中受益。絕對(duì)優(yōu)勢理論和比較優(yōu)勢理論對(duì)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(duì)優(yōu)勢或者比較優(yōu)勢的來源是什么呢？在20世紀(jì)20年代，瑞典經(jīng)濟(jì)學(xué)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(rèn)為，各個(gè)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(xué)者們對(duì)區(qū)域分工貿(mào)易理論的不斷擴(kuò)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?yàn)樵摾碚撛诮忉屍髽I(yè)國際化行為時(shí)主要適用于國際貿(mào)易，對(duì)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(jì)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(dāng)成是絕對(duì)和不變的，但是在現(xiàn)實(shí)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(dòng)態(tài)變化的，而且政府對(duì)貿(mào)易、投資的宏觀政策引導(dǎo)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(xué)者們從不同的視角對(duì)企業(yè)成長進(jìn)行新的詮釋，張玉明 等（2012）從“仿生學(xué)”視角對(duì)中小企業(yè)成長進(jìn)行研究，將企業(yè)視作具有生命活力的成長個(gè)體，制定中小企業(yè)成長的指標(biāo)體系，雖然為之后學(xué)者提供了新的研究視角，但沒有研究不同影響因素對(duì)中小企業(yè)成長的影響[8]。當(dāng)今世界經(jīng)濟(jì)一體化的趨勢不斷增強(qiáng)，中小企業(yè)作為數(shù)量最多、最具活力的經(jīng)濟(jì)群體，應(yīng)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(dǎo)下謀求中小企業(yè)持續(xù)成長。目前學(xué)術(shù)界對(duì)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(rèn)為中小企業(yè)由于自身實(shí)力限制，無法進(jìn)行國際化的投資與生產(chǎn)[9]。但隨著中小企業(yè)群體實(shí)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(duì)外貿(mào)易與對(duì)外投資的實(shí)力。而且在區(qū)域?qū)用嫔现行∑髽I(yè)產(chǎn)能過剩與經(jīng)濟(jì)危機(jī)下的國際外需不振成為鮮明對(duì)比，政府如何通過政策引導(dǎo)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(xué)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(jià)值等具體指標(biāo)代表企業(yè)成長，但并未有權(quán)威而統(tǒng)一的指標(biāo)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(duì)外貿(mào)易與對(duì)外直接投資。國內(nèi)外學(xué)者針對(duì)中小企業(yè)國際化兩條路徑對(duì)企業(yè)盈利能力、經(jīng)營規(guī)模、銷售額、企業(yè)價(jià)值等具體變量的影響進(jìn)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(duì)企業(yè)價(jià)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(jià)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(duì)外直接投資[12]。楊建清 等（2013）研究我國企業(yè)對(duì)外投資對(duì)于產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)的影響，結(jié)果顯示對(duì)外投資對(duì)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)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(duì)企業(yè)生產(chǎn)率產(chǎn)生負(fù)向影響[14]。而且之前學(xué)者對(duì)于企業(yè)成長的研究均考慮個(gè)體方面的成長，缺乏對(duì)區(qū)域?qū)用嫫髽I(yè)成長的思考。那么對(duì)于區(qū)域?qū)用娴闹行∑髽I(yè)而言，國際化路徑一定能促進(jìn)區(qū)域企業(yè)成長嗎？本文認(rèn)為中小企業(yè)由于生存能力有限，其國際化行為相對(duì)于大型企業(yè)而言更注重于短期收益，因此對(duì)外貿(mào)易能夠快速形成收益，回籠資金，促進(jìn)中小企業(yè)成長。但是對(duì)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(duì)外直接投資勢必會(huì)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(duì)外貿(mào)易對(duì)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(duì)外直接投資對(duì)中小企業(yè)成長有顯著負(fù)向作用。

當(dāng)兩個(gè)不同研究變量對(duì)第三者共同產(chǎn)生影響時(shí)，這種影響并不是兩個(gè)研究變量各自單獨(dú)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(bǔ)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(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)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(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的影響中呈替代關(guān)系[15]；楊居正 等（2008）對(duì)信譽(yù)和管制在市場經(jīng)濟(jì)秩序中的交互作用進(jìn)行研究，結(jié)果表明信譽(yù)和管制在市場經(jīng)濟(jì)秩序的控制過程中呈現(xiàn)出替代關(guān)系[16]。

國內(nèi)外學(xué)者對(duì)于對(duì)外直接投資與對(duì)外貿(mào)易間的互補(bǔ)與替代關(guān)系進(jìn)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(xué)者們以對(duì)外直接投資的渠道、作用機(jī)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(duì)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(dāng)學(xué)者們從國際需求的角度進(jìn)行考慮，并引入對(duì)外直接投資與國際貿(mào)易的垂直性模型時(shí)，研究結(jié)果普遍認(rèn)為兩者呈互補(bǔ)關(guān)系[17-18]?，F(xiàn)有研究雖然大量論證了大型企業(yè)、跨國公司對(duì)外直接投資與國際貿(mào)易的影響關(guān)系，但對(duì)于區(qū)域?qū)用嫔现行∑髽I(yè)國際化兩條路徑對(duì)企業(yè)成長的共同影響的互補(bǔ)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(shí)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(duì)外貿(mào)易與對(duì)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(xué)者研究經(jīng)驗(yàn)的基礎(chǔ)上提出研究假設(shè)，并選取2010—2014年我國31個(gè)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(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)模型，對(duì)假設(shè)進(jìn)行驗(yàn)證。其中模型（1）驗(yàn)證假設(shè)H1與H2，模型（2）與模型（3）驗(yàn)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(gè)省市自治區(qū)2010—2014年的區(qū)位數(shù)量與時(shí)間跨度，λi表示與時(shí)間變化無關(guān)的區(qū)域個(gè)體效應(yīng)，μt表示與區(qū)域個(gè)體變化無關(guān)的時(shí)間效應(yīng)，αit、βit表示常數(shù)項(xiàng)，εit為隨機(jī)誤差項(xiàng)。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(xiàng)，模型（3）中的LNYit-1為動(dòng)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(gè)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(jì)年鑒》（2011—2015）、《中國中小企業(yè)統(tǒng)計(jì)年鑒》（2011—2015）、《中國對(duì)外投資公報(bào)》（2011—2015）、Wind 數(shù)據(jù)庫等資料庫，數(shù)據(jù)真實(shí)可靠。

被解釋變量定義為區(qū)域中小企業(yè)成長。學(xué)術(shù)界對(duì)于中小企業(yè)的成長指標(biāo)選取眾說紛紜，并未形成統(tǒng)一權(quán)威的解釋。在實(shí)證研究中，國內(nèi)外學(xué)者使用企業(yè)銷售收入、員工變動(dòng)、經(jīng)營規(guī)模、產(chǎn)品銷售額、企業(yè)價(jià)值等作為代理變量，表示企業(yè)成長，也有學(xué)者認(rèn)為企業(yè)的利潤與銷售額能更科學(xué)地衡量中小企業(yè)成長。之前學(xué)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(jìn)行測量，而本文進(jìn)行的研究以省份區(qū)域?yàn)閱挝?，結(jié)合已有研究基礎(chǔ)進(jìn)行分析，選擇省份區(qū)域內(nèi)的中小企業(yè)數(shù)量變動(dòng)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(duì)外貿(mào)易與對(duì)外直接投資。中小企業(yè)對(duì)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(duì)外直接投資額并無直觀數(shù)據(jù)。本文的中小企業(yè)對(duì)外直接投資使用不同類型數(shù)據(jù)計(jì)算得出：首先在Wind數(shù)據(jù)庫中收集到我國31個(gè)省份2010—2014年的企業(yè)對(duì)外直接投資總額，然后在《中國對(duì)外投資公報(bào)》（2011—2015）上搜集歷年中小企業(yè)對(duì)外直接投資的比例，二者相乘，得到各省歷年對(duì)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(biāo)，結(jié)合學(xué)者們的歷史研究歸納所得。為驗(yàn)證控制變量選取是否合理，本文進(jìn)行控制變量對(duì)被解釋標(biāo)量影響關(guān)系的驗(yàn)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(yàn)過程中均進(jìn)行對(duì)數(shù)化處理。由表1可知本文選取的控制變量在對(duì)被解釋變量的影響中通過靜態(tài)面板模型的F檢驗(yàn)，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(yàn)。其中中小企業(yè)銷售收入、利潤額度對(duì)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(fù)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(fù)擔(dān)減輕能夠促進(jìn)中小企業(yè)成長。檢驗(yàn)結(jié)果與經(jīng)濟(jì)現(xiàn)實(shí)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(duì)主要解釋變量進(jìn)行多重共線性檢驗(yàn)，使用Stata12.0軟件計(jì)算各變量的方差膨脹因子，經(jīng)計(jì)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(shí)證檢驗(yàn)與分析

靜態(tài)面板數(shù)據(jù)模型按照計(jì)算方法與檢驗(yàn)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(yīng)模型、隨機(jī)效應(yīng)模型以及混合效應(yīng)模型。在靜態(tài)面板數(shù)據(jù)模型的回歸計(jì)算過程中，為了反映由于區(qū)域或個(gè)體的特征差異而產(chǎn)生的不可觀測性往往會(huì)添加λi（個(gè)體效應(yīng)），為了反映不隨區(qū)域或個(gè)體變化但隨時(shí)間的變化而產(chǎn)生的誤差沖擊則會(huì)在模型中添加μt（時(shí)間效應(yīng)）。當(dāng)λi（個(gè)體效應(yīng)）和μt（時(shí)間效應(yīng)）與靜態(tài)面板模型中的主要解釋變量相關(guān)時(shí)，應(yīng)當(dāng)選擇固定效應(yīng)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(shí)的OLS（普通最小二乘法）的運(yùn)算估計(jì)結(jié)果是有偏的，而且不具備一致性。在實(shí)證研究中為了驗(yàn)證并緩解模型的內(nèi)生性問題，國內(nèi)外學(xué)者通常的方法是采用LSDV法將模型誤差項(xiàng)中和主要解釋變量存在相關(guān)關(guān)系的λi（個(gè)體效應(yīng)）和μt（時(shí)間效應(yīng)）參數(shù)化，并將兩種效應(yīng)的參數(shù)從模型誤差項(xiàng)中進(jìn)行分離，使主要解釋變量與被分離后模型誤差項(xiàng)之間的相關(guān)關(guān)系不再顯著，之后再進(jìn)行最小二乘法的模型運(yùn)算（李昭華 等，2014）[19]。而王少平 等（2011）則認(rèn)為靜態(tài)面板數(shù)據(jù)固定效應(yīng)模型能夠有效緩解因?yàn)檫z漏了部分對(duì)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(dǎo)致的內(nèi)生性，對(duì)于不同種類的回歸元內(nèi)生性也能很好緩解[20]。

隨機(jī)效應(yīng)模型指的是λi（個(gè)體效應(yīng)）和μt（時(shí)間效應(yīng)）與主要解釋變量相關(guān)關(guān)系不顯著，但這兩種效應(yīng)的存在會(huì)使模型誤差項(xiàng)出現(xiàn)自相關(guān)性，此時(shí)應(yīng)選擇GLS（廣義最小二乘法）進(jìn)行模型運(yùn)算?；旌闲?yīng)模型將λi（個(gè)體效應(yīng)）和μt（時(shí)間效應(yīng)）與常數(shù)項(xiàng)合并作為回歸模型的截距，由于固定效應(yīng)模型不考慮λi（個(gè)體效應(yīng)）和μt（時(shí)間效應(yīng)），因此其應(yīng)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(duì)模型整體的顯著性F檢驗(yàn)來驗(yàn)證是否拒絕混合效應(yīng)模型，然后使用豪斯曼檢驗(yàn)驗(yàn)證面板模型的內(nèi)生性，并進(jìn)一步選擇區(qū)域中小企業(yè)成長的固定效應(yīng)模型、隨機(jī)效應(yīng)模型。

本文數(shù)據(jù)類型為31個(gè)省份2010—2014年的“短時(shí)間、多截面”的面板數(shù)據(jù)。模型誤差項(xiàng)εit通常假設(shè)不相關(guān)，其分布呈獨(dú)立態(tài)勢。首先，用Stata12.0軟件分別對(duì)模型（1）、模型（2）所衍生出的結(jié)果進(jìn)行固定效應(yīng)、隨機(jī)效應(yīng)的面板回歸，在各模型的固定效應(yīng)模型中，通過F檢驗(yàn)驗(yàn)證面板模型是否拒絕混合效應(yīng)，從各模型結(jié)果可知模型（1）、模型（2）的 F檢驗(yàn)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(yīng)模型，在固定效應(yīng)與隨機(jī)效應(yīng)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(yàn)證各省市地區(qū)中小企業(yè)對(duì)外貿(mào)易與對(duì)外直接投資對(duì)中小企業(yè)成長的直接效應(yīng)；模型（1-2）是在加入控制變量之后檢驗(yàn)各省市自治區(qū)中小企業(yè)對(duì)外貿(mào)易與對(duì)外直接投資對(duì)中小企業(yè)成長影響的主效應(yīng)；模型（2）則是驗(yàn)證中小企業(yè)對(duì)外貿(mào)易與對(duì)外直接投資對(duì)中小企業(yè)成長影響過程中是互補(bǔ)關(guān)系還是替代關(guān)系，在模型（1-2）的基礎(chǔ)上將兩個(gè)主要解釋變量的交互項(xiàng)放入模型。三個(gè)模型中的第一列FE為固定效應(yīng)、第二列RE為隨機(jī)效應(yīng)，對(duì)所得結(jié)果進(jìn)行豪斯曼檢驗(yàn)，檢驗(yàn)?zāi)Ｐ蛢?nèi)生性并進(jìn)行模型的選擇，可知豪斯曼檢驗(yàn)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(yīng)、隨機(jī)效應(yīng)的選擇上應(yīng)選擇固定效應(yīng)模型。

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

其次，對(duì)本文假設(shè)1和假設(shè)2進(jìn)行驗(yàn)證，探討區(qū)域中小企業(yè)對(duì)外貿(mào)易與對(duì)外直接投資對(duì)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(duì)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(duì)外貿(mào)易、對(duì)外直接投資在面板回歸中的直接效應(yīng)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(yàn)，其中中小企業(yè)對(duì)外貿(mào)易、對(duì)外直接投資T檢驗(yàn)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(fù)，說明模型（1-1）的區(qū)域中小企業(yè)對(duì)外貿(mào)易與企業(yè)成長呈顯著正相關(guān)、對(duì)外直接投資與企業(yè)成長呈顯著負(fù)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(duì)外貿(mào)易、中小企業(yè)對(duì)外直接投資在面板回歸中對(duì)中小企業(yè)成長的直接效應(yīng)解釋提升到78.9%。模型解釋變量均通過T檢驗(yàn)，其中中小企業(yè)對(duì)外貿(mào)易、對(duì)外直接投資T檢驗(yàn)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(fù)，說明模型（1-2）的中小企業(yè)對(duì)外貿(mào)易與企業(yè)成長呈顯著正相關(guān)、中小企業(yè)對(duì)外直接投資與企業(yè)成長呈顯著負(fù)相關(guān)。經(jīng)過模型（1-1）和模型（1-2）的檢驗(yàn)，區(qū)域中小企業(yè)對(duì)外貿(mào)易對(duì)中小企業(yè)成長呈現(xiàn)出顯著正向影響、中小企業(yè)對(duì)外直接投資對(duì)中小企業(yè)成長呈現(xiàn)出顯著負(fù)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(jìn)中小企業(yè)對(duì)外貿(mào)易發(fā)展、適度減少盲目的中小企業(yè)對(duì)外直接投資能夠促進(jìn)地方中小企業(yè)的持續(xù)成長。

最后，驗(yàn)證本文假設(shè)H3，對(duì)區(qū)域中小企業(yè)對(duì)外貿(mào)易與對(duì)外直接投資在影響中小企業(yè)成長中的關(guān)系進(jìn)行判斷。模型（2）在模型（1）的基礎(chǔ)上將兩個(gè)主要解釋變量的交互項(xiàng)加入其中，以此確定中小企業(yè)國際化兩條路徑在對(duì)中小企業(yè)成長過程中是互補(bǔ)關(guān)系還是替代關(guān)系。從模型（2）的實(shí)證結(jié)果可以看出加入主要解釋變量交互項(xiàng)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(jìn)一步提升，而且中小企業(yè)對(duì)外貿(mào)易與對(duì)外直接投資的交互項(xiàng)T檢驗(yàn)概率為0.023，在0.05的顯著性水平下顯著，交互項(xiàng)系數(shù)為負(fù)，說明區(qū)域中小企業(yè)對(duì)外貿(mào)易與對(duì)外直接投資對(duì)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(yàn)證。

五、結(jié)論與展望

本文通過收集2010—2014年我國31個(gè)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(duì)外貿(mào)易、中小企業(yè)對(duì)外直接投資對(duì)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(dòng)態(tài)面板模型對(duì)中小企業(yè)對(duì)外貿(mào)易與對(duì)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(jìn)行驗(yàn)證，判斷兩者影響被解釋變量的關(guān)系屬于互補(bǔ)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(duì)外貿(mào)易對(duì)中小企業(yè)成長呈顯著正向影響，中小企業(yè)對(duì)外直接投資對(duì)中小企業(yè)成長呈顯著負(fù)向影響。這個(gè)結(jié)論與之前學(xué)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(fēng)險(xiǎn)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(duì)外直接投資進(jìn)行海外擴(kuò)張，難以承擔(dān)對(duì)外投資機(jī)會(huì)成本與較長的投資回收期，而且中小企業(yè)對(duì)外長期投資的監(jiān)管乏力也使其無法做到科學(xué)的投資風(fēng)險(xiǎn)管理，因此對(duì)于中小企業(yè)來說過多的對(duì)外直接投資并不是科學(xué)的國際化路徑。

第二，區(qū)域中小企業(yè)對(duì)外貿(mào)易與對(duì)外直接投資對(duì)中小企業(yè)成長影響關(guān)系為替代關(guān)系。當(dāng)各省區(qū)政府引導(dǎo)中小企業(yè)進(jìn)行國際化戰(zhàn)略選擇時(shí)，對(duì)外貿(mào)易與對(duì)外投資不能同時(shí)大量進(jìn)行，二者同時(shí)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(jìn)行國際化路徑選擇時(shí)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(yīng)利用國際化的機(jī)會(huì)提高生產(chǎn)率、消化過剩產(chǎn)能，以對(duì)外貿(mào)易為主，減少對(duì)外長期直接投資，健全企業(yè)財(cái)務(wù)管理機(jī)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(yīng)該重視中小企業(yè)對(duì)國民經(jīng)濟(jì)的作用，注重對(duì)中小企業(yè)的支持與保護(hù)，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(shí)出發(fā)，避免歷史經(jīng)驗(yàn)主義的錯(cuò)誤，有針對(duì)性地制定相關(guān)政策措施引導(dǎo)中小企業(yè)科學(xué)合理地選擇符合自身成長特點(diǎn)的國際化道路。

本文的不足之處有以下三點(diǎn)：首先，在于研究數(shù)據(jù)所跨年度只有四年。這主要是因?yàn)槲覈?011年重新制定了不同行業(yè)中小企業(yè)的劃分標(biāo)準(zhǔn)，2010年之前的中小企業(yè)數(shù)據(jù)對(duì)于近幾年的數(shù)據(jù)來說在時(shí)間上的持續(xù)研究價(jià)值十分有限。其次，對(duì)國際化路徑與區(qū)域中小企業(yè)成長的概念界定應(yīng)繼續(xù)深化，在代理變量的選擇上應(yīng)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(duì)中小企業(yè)成長的影響主要對(duì)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(duì)象類別應(yīng)該繼續(xù)擴(kuò)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(yīng)該以企業(yè)為研究單位進(jìn)行微觀層次的研究。

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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(xué)基金項(xiàng)目（71640037）；教育部哲學(xué)社會(huì)科學(xué)研究重大課題攻關(guān)項(xiàng)目（13JZD017）

李鑫偉（1990-），男，天津武清人，對(duì)外經(jīng)濟(jì)貿(mào)易大學(xué)國際商學(xué)院博士研究生，研究方向?yàn)榻M織變革與中小企業(yè)管理；牛雄鷹（1967-），男，山東棗莊人，對(duì)外經(jīng)濟(jì)貿(mào)易大學(xué)國際商學(xué)院教授，博士生導(dǎo)師，研究方向?yàn)榻M織變革與中小企業(yè)管理。

曹華青