研發投入、國際化程度與制造企業價值的門檻效應分析

武志勇，王則仁，馬永紅

(1.哈爾濱工程大學 經濟管理學院，黑龍江 哈爾濱160000；2.齊齊哈爾大學 經濟與管理學院，黑龍江 齊齊哈爾161006)

0 引言

隨著經濟全球化不斷推進，越來越多的中國制造企業走出國門，開始海外投資。特別是在“一帶一路”倡議下，我國很多優秀企業逐漸意識到國際化經營成為獲取可持續競爭優勢的重要戰略舉措。商務部數據顯示，2017年我國企業對全球174個國家和地區的近6 236家境外企業進行非金融類直接投資，其中股權和債務工具投資占比85%，為6 892.2億元人民幣。盡管面臨中美貿易沖突升級等不確定的國際經營環境，2018年我國全行業仍實現對外直接投資1 298.3億美元，同比增長4.2%。越來越多的研究表明，與國內經營相比，國際化經營有利于提高企業經營績效，進而提升企業價值，但企業在拓寬海外市場、獲取規模經濟、范圍經濟與組織學習效應的同時，必然面臨更激烈的市場競爭，給公司績效及企業價值帶來更大的不確定性。

2017年12月，習近平在江蘇徐州市考察時指出：“必須始終高度重視發展壯大實體經濟，抓實體經濟一定要抓好制造業。”中國制造2025使制造企業擔負起我國經濟轉型升級、實現跨越發展的重大使命。當前國際環境風譎云詭，為了創造并保持競爭優勢，制造企業更應注重創新能力提升，加大研發投入，增強外部知識吸收與轉化能力，不斷將從國際化經營中學習到的新知識轉化為新成果。同時，應注意在生產經營過程中，當某些要素投入超過一定閾值時，企業價值會受其影響呈現非線性變動的現象，即產生制造企業價值門檻效應。實踐證明，國際化程度越高，企業創新積極性越高(胡雅蓓，2015)，但企業研發投資不同于其它投資，具有明顯的階段特征[1]，處于國際化經營的不同階段，等量研發投入未必帶來同等比例的企業價值提升，即研發投入對企業價值的影響可能受到國際化程度的影響而存在門檻效應。因此，企業在國際化經營進程中不能盲目增加研發投入，只有準確掌握二者之間的作用機理，才能使企業創新投入決策制定更加有的放矢。

鑒于此，本文將以我國開展國際化經營的制造業上市公司為研究對象，構建面板門檻模型，實證分析研發投入、國際化程度與企業價值關系的門檻效應，明確其最優區間。研究結論有利于制造企業優化創新投資決策，促進企業創新能力顯著提升，提高國際競爭力，為實現“中國制造2025”目標提供智力支持。

1 文獻回顧與研究假設

1.1 國際化與企業價值

由于財務績效是企業健康穩定發展的保障，是企業價值的源泉，因而現有文獻對于國際化與企業績效關系的研究較多，與企業價值關系的研究相對較少。學術界對國際化與企業績效的關系展開了深入研究，由于企業國際化動機、發展背景和發展戰略等方面存在區別，企業資源利用效率和經營水平存在較大差異，國內外學者針對二者關系的研究結論存在眾多爭議，主要觀點有線性正相關、線性負相關、U型、倒U型、S型及M型關系等。

壟斷優勢理論認為，在東道國不完全競爭的市場情景下，國際化戰略可以使企業產生規模效應，同時獲得專業知識方面的壟斷優勢，進而促進企業壟斷利潤提升(Hymer，1976)；內部化理論認為，跨國經營企業可以充分利用母國與東道國之間要素價格和技術水平等差距，在海外市場挖掘更優越的生產要素，或充分學習和吸收東道國的技術知識和管理經驗，進而不斷提高自身產品創新能力，打造企業核心競爭力[2]；經典FDI理論和成本理論認為，國際化經營對企業績效產生負向影響，因為國際化企業必然面臨新入者負擔和外來者劣勢，導致企業需要承擔不必要的成本，如交易成本和信息管理成本[2]、監督成本(Siddharthan，1982)等。由于企業內外部環境具有不確定性，國際化會給企業帶來較高的經營風險(Mitchell，1986)。

隨著企業跨國經營環境日趨復雜以及學者研究的不斷深入，學術界開始對早期二者呈簡單線性關系的結論提出質疑，研究得出國際化與企業績效呈倒U型(Thomas&Eden，2004；唐錦銓，2015)、U型[3]關系的結論。由于研究結論存在分歧，學者們開始嘗試提出一個通用的理論模型，用以概括二者間的關系。部分學者在現有研究基礎上提出國際化三階段模型，即國際化程度與企業績效呈S型關系[4]和M型關系[5]，認為在國際化經營達到一定程度后，企業績效可能因國際化擴張速度過快而下降。如果企業國際化范圍過大、涉及國家過多，包括一些外圍或市場較小的國家，此時企業的協調成本和管理成本也會快速上漲，進一步對外擴張獲取的收益最終將被這些成本消耗。

對于國際化程度與企業價值的研究文獻較少，部分學者實證了企業價值與國際化程度總體上正相關[6,7]，比非國際化經營企業平均每年高出2.6%[8]；也有學者針對不同對象得出相異的結論。吳革(2017)認為，由于國際化進程緩慢、盲目從眾進行國際化經營等原因，使得國際化經營對北京上市公司價值具有負向作用；Holshouser(2010)對房地產信托投資基金(REITs)的企業價值與國際化投資關系進行分析，發現二者呈非線性相關：在2003年正相關，2006年則不存在此關系[9]。

本文認為，企業國際化是一個漸進過程，在國際化初級階段，由于企業管理層缺乏國際化經驗，難以準確獲取東道國業務市場和文化信息，需要付出高昂的學習成本，因此企業會選擇與母國近似的市場環境，以降低協調成本、交易成本以及治理成本(高照軍，2016)。在該階段，企業不可避免地面臨高昂的信息處理成本，組織結構也會變得復雜，進而增加企業管理難度，降低資源配置效率，導致企業價值增速較慢；隨著企業國際化程度不斷加深，企業逐漸適應東道國市場環境，克服了新入者負擔，顯現出規模效益和區位效益，企業績效增速明顯提升(陳礪等，2018)。因此，國際化程度越高，對企業價值的提升作用就越大。由此，提出如下假設：

H1：制造業上市公司國際化程度與企業價值具有非線性正相關關系，存在門檻效應。

1.2 研發投入與企業價值

當前國內外學者對于研發投入與企業價值的關系主要有3種觀點：一是研發投入與企業價值正相關。Ehie[10]、Johnson[11]、Basgoze[12]、郭景先[13]等認為，技術創新是企業價值提升的核心驅動因素，由于技術研發活動投資周期較長，資源占用較多，對企業短期績效的促進效果不明顯，但研發活動有助于企業提升創新能力、構建長期競爭優勢，增強其可持續發展能力，從而提升企業價值;Martin(2012)、楊中環[14]、王維[15]認為，研發投入既能提升當期企業價值，還具有明顯的滯后性;王昌榮[16]指出，與國有企業相比，民營企業研發投入對企業價值提升的促進作用更強;Higón(2011)發現，國際化經營能提升企業研發投資回報率。二是研發投入并未顯著提升企業價值。Hall(1993)發現在1979-1983年和1986-1991年間，美國制造業公司研發投資使其股票市場價值急劇下降，預期回報率僅是非研發投資的1/4；Erickson & Jacobson(1992)發現研發投資和廣告支出對企業市場價值的促進作用并不比其它類型的投資和支出明顯；Mank[17]實證發現，計算機企業研發投入強度與1年和5年期間的實際股東回報率顯著負相關；陳海聲[18]以2003-2007年我國上市公司為樣本，實證研究發現國有控股上市公司R&D投入與企業價值間不存在顯著相關關系。三是研發投入對企業價值的影響存在門檻效應。Bentanfous[19]以1999-2007年法國非金融公司為樣本，證明研發投資與價值創新呈非線性的倒U型關系；Kwon(2013)發現研發投資與股權的市場價值呈倒U型關系，并非所有研發投資都能提升股權市場價值，過度研發投資可能會降低企業價值；項云帆[20]采用門檻回歸模型研究中國上市公司研發投入對企業價值的門檻效應，發現研發投入達到3.43%時，才會對企業價值產生促進作用，且研發強度越大，企業價值提升越顯著，低于該投入水平時，研發強度對公司價值存在負面影響；劉婧[21]認為國際化在一定程度上提升了民營企業價值，研發能力越強，國際化對企業價值的提升作用越大；武咸云[22]以戰略性新興產業上市公司為研究對象，實證研究發現企業研發投入會顯著降低企業當期財務績效和市場價值，但會提高滯后一期以及滯后三期的企業價值；孫晶[23]發現技術資本是創新型企業價值提升最為重要的推動力，與創新型企業價值呈顯著倒U型關系；韓先鋒[24]研究發現技術創新投入對企業價值的影響呈顯著N型非線性規律，只有研發資本投入強度和研發人員投入強度均超過一定門檻值時，才會顯著促進企業價值提升。

綜上可知，學界對于研發投入與企業價值關系的認知已從線性關系轉變為非線性關系，由于研究對象和選取時間節點不同，研究結論存在一定差異。從長期看，多數學者支持研發投資有利于企業價值提升，但以國際化經營為切入視角考察二者關系的研究較少。本文認為，創新投入對企業價值回報率的作用會隨著國際化進程推進而有所變化。依據技術差異理論，在國際化經營初期，企業具有技術領先優勢，但研發投入過多會引發研發效率低下的問題，不利于企業價值提升；當國際化經營達到一定程度時，隨著技術擴散，企業與國外技術差距逐步縮小、競爭加劇，原有創新技術帶來的企業價值邊際效應遞減，此時只有通過不斷加大創新投入才能繼續保持領先優勢，創造出競爭對手難以模仿的新產品，進而推動企業價值提升。可見，隨著國際化程度加深，企業需要動態調整最優創新投入策略。基于上述分析，提出假設：

H2：研發投入與國際化經營企業價值之間存在U型關系；

H3：國際化程度對研發投入與企業價值關系的影響存在門檻效應。

2 研究設計

2.1 樣本與數據

根據證監會行業分類標準，選擇2012-2018年有國外銷售收入的我國制造業上市公司為研究樣本，剔除研究期內國際化經營間斷及相關財務數據異常的企業，包括ST和PT公司。經平衡面板數據處理，最終選取362家上市公司共2 534個觀測樣本，數據來源于Wind數據庫，部分缺失數據根據上市公司財務報表整理得到。

2.2 變量選取與度量

(1)被解釋變量：企業價值。國內學者多用凈資產收益率(ROE)、總資產收益率(ROA)、托賓Q值衡量。雖然ROE、ROA能反映公司整體獲利能力，但局限于某一時期內某一方面的能力和經營情況，無法準確判斷企業長期、整體市場價值狀況。隨著我國資本市場不斷完善，股票市價能夠較為準確地反映企業市場價值，托賓Q的適用性不斷得到提升。因此，本文選取托賓Q值作為企業價值的衡量指標。

(2)解釋變量：研發投入。包括研發資本投入和研發人員投入，其中研發人員投入在企業最終以薪酬形式列入研發支出，因此，可以用研發支出占銷售收入的比例(研發投入強度，RD)綜合衡量企業對研發活動的投入力度。學者們普遍認為研發投入對企業價值的影響具有一定滯后性，為考察其滯后效應，本文引入研發投入強度的滯后1期(L.RD)及滯后2期(L2.RD)兩個變量進行對比。

(3)門檻變量：國際化程度。主要用國際資產比率、國際銷售比率、國際利潤比率、海外雇員占比等衡量。由于當前我國制造企業國際化經營主要以對外出口產品為主，因此本文選取國外銷售收入占企業總銷售收入的比例衡量。

(4)控制變量。參考現有文獻，對企業成長性(Grow)、資產負債率(Debt)、人力投入回報率(ROP)、技術人員占比(Ptech)、企業規模(Size)、無形資產(IAssets)、企業年齡(Age)等變量加以控制。

表1 變量選取與度量

2.3 門檻模型構建

美國學者Hansen(2000)將門檻模型的基本形式定義為：

其中，yi為被解釋變量，xi為解釋變量，qi為門檻變量，同時也可以作為解釋變量參與回歸，1為被估計的門檻值。

yi=βxi+xiDi(η1)θ+ei

其中，β=β2；θ=β1-β2。

Hansen將門檻變量值均作為模型的候選門檻值, 并進行分組與模型參數估計，以殘差平方和最小化為條件，確定真實的門檻值，再通過“自舉法”(Bootstrap)檢驗門檻值的顯著性。如真實門檻值有兩個或兩個以上時，需進行多重門檻檢驗。當第一個門檻值的檢驗結果拒絕原假設時，表示存在一個門檻值，需進一步檢驗是否存在第二個門檻值2，若存在，繼續檢驗第三個門檻值3，直至無法拒絕原假設。

借鑒Hansen(2000)門檻回歸模型，結合本文研究假設和相關變量設計，構建如下模型：模型(1)用以檢驗國際化程度與企業價值之間的非線性關系，模型(2)用于檢驗研發投入以國際化程度為門檻變量對企業價值的影響。

(1)國際化程度門檻效應模型。

TQit=μi+α1Controlit+β1FSTSit*D(FSTSitθ1)+β2FSTSit*D(θ1

D(θn-1θn)+μit

(1)

式中i，t分別表示第i家上市公司和第t年度，θ1，θ2，……θn為n個不同水平的門檻值，Controlit為控制變量，FSTSit為門檻變量，D(·)為虛擬變量，uit是隨機干擾項。

(2)研發投入門檻效應模型。

TQit=μi+α1Controlit+β1RDit*D(FSTSit≤η1)+β2RDit*D(η1

(FSTSit>ηn)+μit

(2)

3 實證分析

3.1 描述性統計

主要變量描述性統計結果如表2所示，國際化程度(FSTS)最小值為0，最大值為0.987，均值是0.242，標準差是0.229，說明雖然我國企業國際化程度較前幾年有所提高，但與國外相比仍處于較低水平，并且企業之間國際化程度差距較大；企業價值(TQ)最小值為0.083，最大值為13.6，均值是1.933，標準差是1.504，說明盡管樣本企業都實施了國際化戰略，但企業價值仍存在較大差距；研發投入(RD)均值為0.042，中位數為0.036，高于近3年我國平均研發投入強度(2%)，最小值為0，第25百分位數為0.027，表明少部分企業在某年份未進行研發投資；資產負債率(Debt)的中位數和均值在0.41左右，第75百分位值為0.561，與中國企業聯合會、中國企業家協會公布的2018中國制造企業500強平均資產負債率的63.20%相比，開展國際化經營的制造企業資產負債率處于較合理水平。

表2 變量描述性統計結果

3.2 相關性分析

由表3可知，國際化程度(FSTS)系數為0.229***，在1%的顯著性水平上與企業價值正相關；研發投入強度與企業價值的相關系數為0.231，在1%的水平上顯著，說明制造業上市公司研發投入能促進企業價值提升；除企業年齡(Age)外，其余控制變量均與企業價值顯著相關，其中人力投入回報率和技術人員占比與企業價值在1%水平上顯著正相關，資產負債率、企業規模和無形資產均與企業價值在1%水平上顯著負相關，與現有學者的研究結論大體一致。總體上看，模型中各變量相關性系數最大值為0.783，VIF值最大為3.05，小于10，Mean VIF值為1.62，表明各變量之間不存在多重共線性問題。

表3 Pearson相關性分析

3.3 門檻效應檢驗

本文通過門檻效應自舉抽樣(Bootstrap)檢驗法獲得F統計量的漸近值，并得到p值，分別在300次格點搜索以及300次自舉抽樣對門檻值進行檢驗。

(1)國際化程度的門檻效應檢驗。在門檻效應模型(1)中，國際化程度(FSTS)既是自變量又是門檻變量，檢驗結果如表4和圖1所示。FSTS在單一門檻效應估計中，F統計量為50.87***，在1%水平上顯著，具有統計學意義，拒絕存在線性關系假設；在雙重門檻檢驗中的F統計量為12.76，P值為0.256 7，未通過顯著性檢驗，表明FSTS不存在雙重門檻。由表5可知，國際化程度(FSTS)的單一門檻值是0.577 0，95%的置信區間為[0.567 7 0.581 0]。因此，采用單一門檻回歸進行下一步分析。

圖1 FSTS門檻估計值及其置信區間 圖2 RD門檻估計值及其置信區間

(2)研發投入的門檻效應檢驗。當期自變量RD的門檻變量FSTS在三重門檻檢驗中F統計量為12.02，未通過顯著性檢驗，表明不存在三重門檻；在雙重門檻檢驗的F統計量為22.31**，在5%的水平上顯著性檢驗，第一、二門檻值分別為0.031和0.549，置信區間如表5和圖2所示。本文最終選取國際化程度雙門檻效應模型估計研發投入與企業價值之間的關系。同理，對滯后1期和2期RD的門檻效應進行檢驗，結果顯示均存在雙重門檻效應，滯后1、2期RD的雙重門檻值幾乎相同，表明滯后的RD門檻效應具有穩健性，具體檢驗結果如表4、表5和圖3、圖4。

圖3 滯后1期RD門檻估計值及置信區間 圖4 滯后2期RD門檻估計值及置信區間

表4 門檻效應自抽樣檢驗結果

表5 門檻估計值及置信區間

3.4 模型估計結果分析

根據各門檻指標值對樣本企業進行分類，按照模型(1)和(2)進行參數估計，門檻回歸結果如表6所示。

3.4.1 國際化程度與企業價值回歸結果分析

由表6的列(1)結果可知，當國際化程度(FSTS)≤0.577 0時，對企業價值存在顯著正向影響，系數為1.414***；當FSTS>0.577 0時，國際化程度對企業價值的促進作用更大，系數升為2.762***，仍在1%的水平上通過顯著性檢驗。結果(1)表明，國際化程度與企業價值呈非線性正相關關系，即國際化程度越高，對企業價值的提升作用越大，H1得到驗證。

3.4.2 研發投入與企業價值回歸結果分析

表6中(2)-(4)列為當期及滯后1、2期研發投入(RD)以FSTS為門檻變量對企業價值影響的雙門檻模型回歸結果。

列(2)的回歸結果顯示，當國際化程度FSTS≤0.031時，當期研發投入(RD)與企業價值的關系在1%水平呈顯著負相關，其系數為-7.734***；當國際化程度介于0.031～0.549之間時，其對企業價值促進作用不顯著，作用系數為2.137；當國際化程度大于0.549時，當期研發投入對企業價值的促進作用顯著增強，系數變為19.024***，在1%的顯著性水平上具有統計學意義。因此，當期研發投入與國際化經營企業價值近似U型關系，H2成立。

列(3)的回歸結果顯示，當國際化程度FSTS≤0.581 0時，滯后1期RD的系數為-4.301**，在5%的水平與企業價值顯著負相關；當國際化程度介于0.581 0和0.698 7之間時，滯后1期RD的系數由負變正，為10.262***，在1%的顯著水平促進企業價值提升；當國際化程度大于0.698 7時，滯后1期RD對企業價值的促進作用更大，系數上升為22.055***，且在1%的水平上通過顯著性檢驗，表明國際化程度對滯后1期研發投入與企業價值的影響呈U型關系。以上分析也表明，并非企業開展國際化經營，研發投入就會對企業價值起到促進作用，而是隨著國際化進程推進，不斷進行組織學習、消化吸收國外先進技術，累積足夠豐富的國際化經驗后，研發投入對企業價值的影響才會由負向轉變為正向。

列(4)考察了滯后2期研發投入以國際化程度為門檻變量對國際化經營企業價值的影響，除第一門檻值系數顯著性水平由5%變為1%外，各系數作用方向與滯后1期研發投入(RD)相同，依然表現為U型關系，表明滯后期研發投入對國際化經營企業價值影響具有一定的穩健性。

列(2)-(4)的回歸結果顯示，無論是當期還是滯后1、2期的研發投入，均與國際化經營企業的價值呈U型關系，且都以國際化程度為門檻變量，具有雙重門檻效應，H2和H3成立。

3.4.3 控制變量對企業價值作用分析

表6列(1)-(4)結果顯示，控制變量中的資產負債率、企業規模與國際化經營企業價值在1%的水平上顯著負相關，表明雖有財務杠桿及稅盾作用，但負債率上升也會增加企業財務風險而導致企業價值下降；當前我國多數制造企業處于國際化經營初期，投資規模增速高于效益增速，企業規模過大容易產生“規模不經濟”，使企業價值下降；企業年齡(Age)與企業價值在1%水平顯著正相關，表明企業成立時間越久，累積的國際管理經驗越豐富，越容易適應東道國政治經濟環境，增進與東道國政府及企業間互信，進而快速降低信息不對稱程度及外來者負擔，提升企業價值。人力投入回報率(ROP)與企業價值顯著正相關，揭示我國制造企業在國際化經營過程中，除發揮現有人力資本的潛能外，還應不斷增加國際化人力資本投資，戰略性儲備具有國際化視野的管理人才。其它控制變量如Grow、Ptech和IAssets對企業價值的作用不顯著。

表6 門檻回歸估計結果

4 結語

4.1 研究結論

以2012-2018年我國開展國際化經營的制造業上市公司為樣本，對研發投入、國際化程度與企業價值的門檻效應進行實證分析，得出以下結論：國際化程度對企業價值的影響呈非線性正相關關系，存在單一門檻效應，門檻值為0.577 0。當企業國際化程度超過0.577 0時，對企業價值的提升作用更顯著，系數值由1.414***上升到2.762***；當期及滯后1期、2期研發投入以國際化程度為門檻變量，對企業價值的影響存在雙重門檻效應，與企業價值呈U型關系。即當我國制造企業國際化經營水平低于第一門檻值時，研發投入與企業價值負相關，當高于第一門檻值后，研發投入對企業價值的促進作用越來越大；控制變量中的資產負債率、企業規模與國際化經營企業價值在1%的水平上顯著負相關，企業年齡(Age)、人員投入回報率(ROP)與企業價值在1%水平顯著正相關。

4.2 對策建議

(1)穩步推進國際化進程。國際化程度與企業價值呈非線性正相關的實證結論表明，中國企業走出去是新常態下企業經營的必然選擇。當國際化程度超過最低閾值0.577 0后，對企業價值的提升作用擴大近1倍，企業應充分利用這一變化規律，積極推進國際化。我國制造企業應以大市場營銷理念為指導，積極通過政治、公關等手段開拓國際市場，以長遠眼光開展戰略投資，與東道國企業建立戰略聯盟，在市場、資源、技術、人力、信息、渠道等領域實現共享，以創新學習的態度吸收借鑒國際企業先進經驗。我國制造企業應以市場為導向，不斷創新商業模式，盡快由出口方式向契約方式、合作經營方式轉變，加速國際化進程。公司管理層也應注意，不宜實行“激進”的國際化經營戰略，避免造成企業經營與管理上的混亂、沖突與不協調，增加企業溝通、協調與管理成本，使企業價值增速變緩。總之，我國制造企業應根據國際化競爭態勢審時度勢，穩步推進國際化擴張步伐，以避免“欲速則不達”，同時應注意資本結構優化、企業規模適度等問題。

(2)隨國際化經營進程持續加大研發投入。創新能力是提升企業核心競爭力的關鍵要素之一，直接決定了國際化經營企業能否在市場競爭中獲得持續優勢，因此，制造企業國際化進程中需加大技術創新投入力度。在國際化經營過程中，研發投資對企業價值的影響具有滯后性，研發活動需要持續的資金投入作為保障，研發能力的提升是一個積少成多、量變到質變的長期過程，不能僅僅因為當期或短期無法取得投資回報而減少研發投入。我國制造企業管理者應以長遠的戰略眼光、積極的態度進行研發投資，根據國際化進程以及市場需求情況持續開展研發活動。在國際化經營初期，管理者需付出艱辛努力，在克服新入者負擔和外來者負擔的同時，也應客觀看待研發投入對企業價值的短期負向影響，著眼于其長期促進作用；管理者應充滿信心，積極穩妥地推進國際化進程，隨國際化進程不斷調整優化研發投資決策，使企業盡早跨越國際化經營的“門檻效應”，促使研發投入對企業價值的影響早日由負轉正，真正享受國際化經營過程中技術創新給企業帶來的價值增值。在公司治理層面，可以在高管激勵合約中設置研發激勵條款，提出研發投入強度和研發質量要求，以激勵管理層加大研發投入。

(3)重視人才隊伍建設。企業采取“走出去”戰略，需要不斷積累國際化經營與管理經驗，而獲取經驗的多少與企業學習能力密切相關，其中，企業人力資源水平很大程度上決定了企業的學習能力。因此，國際化企業必須重視人才隊伍建設。企業一方面可以建立學習型組織，培養學習氛圍，定期組織員工向與本企業保持長期商業關系的國外企業學習，為獲得國際政治、經濟、文化、市場以及資源等方面的動態信息提供保障；另一方面可以加大人力資本投資，選擇性雇傭通用型海外高端人才，尤其是加大對技術人員的引進與戰略性培訓力度，從而為企業國際化經營提供人才保障。