本文格式為Word版，下載可任意編輯—8—創新投入對國際化企業價值的門檻效應研究ηn）+βn+1RDIi，t×D（GJHi，t>ηn）+μi，t

（2）

式中i，t分別表示第i家上市公司和第t年度;η1，η2，…，ηn為n個不同水平的門檻值;Controli，t為操縱變量;GJHi，t為門檻變量;D（·）為虛擬變量;ui，t是隨機干擾項。

四、實證分析

（一）變量的描述性統計與相關性檢驗

主要變量描述性統計結果如表1所示，企業價值（TQ）的最大值為8.733，最小值是0.905，均值是2.08，說明樣本企業在開展國際化經營過程中，企業價值仍存在較大差異性。創新投入（RDI）最小值為0，說明部分企業在某年份未進行創新投資，其均值為3.540，中位數為3.090，最大值為25.630，顯著高于近3年我國平均研發投入強度（2%）;國際化程度（GJH）的最小值是0，最大值為0.940，均值為0.18，說明我國企業的國際化程度有所提高，但整體仍處于低水平，同時國際化程度在各企業間具有較大差距。各組的行業競爭度（赫芬達爾指數，HHI）指標最小值為0.007，最大值為0.388，均值為0.040，說明行業競爭十分強烈。

對各變量進行Pearson相關性檢驗，相關系數值皆小于0.5，VIF（mean）最大值為1.07，均小于5，說明模型不存在明顯的多重共線性，所有變量均可納入模型中進行分析。

（二）內生性檢驗

考慮到創新投入、國際化程度與企業價值間可能存在內生性，本文采用Durbin-Wu-Hausman方法進行檢驗，檢驗結果說明：當期創新投入與企業價值的chi2值為7.43646（p=0.0064），拒絕當期創新投入是外生變量的假設，說明二者間存在內生性關系;國際化程度與企業價值的chi2值為0.056087（p=0.8128），接受原假設，即國際化程度是外生變量。

（三）全樣本回歸結果分析

對模型1進行回歸時，當期創新投入是內生解釋變量，本文借鑒余泳澤等[24]的做法，將其滯后1—2期作為自身的工具變量，采用面板工具變量法進行回歸分析，回歸結果見表2。列（1）中的結果說明RDI以自身滯后1—2期為工具變量時，在1%的水平與國際化企業價值正相關，列（2）考察滯后期RDI對企業價值的作用，滯后1期（L.RDI）的系數為-0.007，對企業價值的影響不顯著，滯后2期（L2.RDI）的系數為0.022？觹？觹？觹，在1%的顯著水平與企業價值正相關，說明隨著創新活動持續開展，前期創新投入才漸漸開始對企業價值有促進提升作用，其中滯后2期的創新投入對企業價值的影響作用更大，這與盧柯穎[25]的研究結論相一致。列（3）、列（4）分別檢驗了創新投入滯后一期和兩期與國際化對企業價值的共同作用，回歸結果顯示，交乘項系數分別為-0.011、-0.014，未通過顯著性檢驗，說明不存在線性交互效應，是否存在非線性交互作用需進一步檢驗。

GJH的系數在表2中的各列均顯著負向影響企業價值，其二次項在各列中顯著為正，說明國際化程度與國際化企業價值呈U形關系，H1成立。

操縱變量中：企業規模（Size）的系數與國際化企業價值顯著負相關，過快的規模擴張，使得國際化企業處于規模不經濟狀態，對企業價值產生不利影響;股權集中度（Top10）在表2各列的系數值皆為負數，除列（1）外均在5%的水平與國際化企業價值顯著負相關，說明股權集中度越高，越不利于企業價值提升。ROE在各列中都發揮著促進作用，該指標綜合表達為股東創造價值的能力，ROE越高，評估的企業價值也越高。

（四）分組門檻效應分析

在基本回歸分析中，研究結果顯示創新投入與國際化企業價值關系顯著，且其作用存在滯后性，但二者是否隨國際化程度而呈非線性關系，需進一步驗證。通過前文分析得知，當期研發投入與企業價值存在內生關系，因此選用滯后1期和滯后2期的創新投入進行門檻回歸，以避免內生性影響。

1.門檻效應檢驗

通過門檻效應自舉抽樣（Bootstrap）檢驗法獲得F統計量的漸近值，并取得p值。分別在300次格點探尋和300次自舉抽樣檢驗門檻值，國際化企業各滯后期RDI以GJH為門檻變量的具體檢驗結果參見表3和表4。

由表3和表4可以看出，L.RDI在非制造業企業中僅有一個門檻值0.0127，制造企業有雙重門檻值0.1575和0.1848;L2.RDI在各組中都有雙重門檻值。綜合看，非制造業企業創新投入的門檻值明顯偏低，各期RDI的門檻值很接近。

2.門檻效應估計結果分析

通過門檻指標值對樣本企業進行分類，依照模型2進行參數估計，門檻回歸結果如表5所示。

對于制造業企業，滯后1期RDI（L.RDI）在GJH≤0.1575或GJH>0.1848時，其與企業價值存在不顯著的正相關關系;當國際化程度介于0.1575與0.1848之間時，對企業價值有顯著促進作用，其作用系數為0.069;L2.RDI在GJH≤0.1781時，對企業價值有顯著提升作用，作用系數為0.020，在GJH介于0.1781與0.2453之間時，對企業價值的促進作用達到0.075，超過第2門檻值時，L2.RDI的促進作用變得不顯著。說明對于制造業企業，各滯后期RDI對企業價值的促進作用在第1與第2門檻值之間時作用最大。

對于非制造業企業，L.RDI只有在國際化程度為0.0127處有一個門檻值，低于門檻值時，其對企業價值的提升作用為0.028，高于門檻值時的促進提升作用更強，作用系數為0.065，作用方向呈非線性正相關;L2.RDI在國際化進程中有2個門檻值，分別為0.0063和0.0271，小于第1門檻值時，對企業價值的提升作用系數為0.050，介于2個門檻值之間時對企業價值的正向作用最大，為0.102，當國際化程度超過第2門檻值時，其對企業價值的促進提升作用降低到0.041，在整個國際化進行中對企業價值浮現非線性正向提升作用。

操縱變量中，ROE、Age對各分類的企業價值都有提升作用，HHI與制造業企業價值顯著正相關，說明壟斷競爭更有利于其企業價值增值;Size與企業價值負相關，可能的原因是我國的國際化企業目前尚處于初級階段，規模擴張速度高于業績增長速度所致。

從門檻效應分析中可以看到，不同時期的創新投入因企業國際化程度而發揮著非線性的提升企業價值作用，H2得到驗證。

（五）穩健性檢驗

1.因變量替換

將前文TQ值計算公式中分子的非流通股市值部分用流通股股價表示。結果如表6所示，從列（1）—列（4）可知，在替換因變量TQ值后，模型回歸結果中主要變量的符號和顯著性水平與前文研究結論一致，說明本文研究結論具有較強的穩健性。

2.縮短研究區間

通過縮短研究區間，選擇2022—2022年5年數據進行了穩健性檢驗，結果如表6列（5）—列（8）所示，同樣支持前文研究結果具有穩定性。

五、結論與啟示

（一）研究結論

本文選擇2022—2022年的國際化企業為研究對象，運用多元線性和門檻效應回歸方法，實證檢驗了創新投入、國際化程度與企業價值之間的關系，主要研究結論有：（1）以滯后1—2期創新投入為工具變量時，創新投入顯著正向影響國際化企業價值，滯后1期創新投入對企業價值的影響不再顯著，滯后2期的創新投入開始對國際化企業價值發揮顯著促進作用，說明創新投入對國際化企業價值發揮促進提升作用至少需兩年時間;（2）在各期創新投入的作用下，國際化程度與企業價值呈U型關系;（3）國際化程度作為門檻，在制造業和非制造業的分組中均發揮著促進企業價值提升的作用。制造業企業的滯后1期創新投入只有在國際化其次階段才發揮顯著促進作用，其他階段的作用不顯著，滯后2期的創新投入在國際化進程的前兩個階段均能顯著提升企業價值;非制造業企業的各滯后期創新投入在國際化的各階段都能顯著促進企業價值提升。

（二）啟示

本文主要得到以下啟示：（1）加大研發創新投入。前文研究說明，創新投入對國際化企業價值的促進作用具有滯后性，滯后期越長，越能提升企業價值，因此，國際化制造和非制造企業都應繼續加大研發創新投入力度，可通過在東道國開設研發基地、開展國際間研發合作等方式，逐步實現研發國際化，進而提升企業研發創新能力。（2）利用門檻效應優化創新決策。本文經實證檢驗，無論是制造業還是非制造業企業，都存在最優國際化階段使得創新投入對企業價值產生最大作用。對此，我國走出去的企業在進行創新投入決策時應充分考慮企業所處的國際化階段，合理調配國內外創新資源，成為創新的“進攻者〞，使企業較快地跨越國際化經營門檻