王夢(mèng)怡

(鄭州大學(xué)商學(xué)院，河南鄭州450001)

黨的十九大報(bào)告進(jìn)一步明確了要以“一帶一路”建設(shè)為重點(diǎn)，堅(jiān)持企業(yè)“走出去”的國(guó)際化發(fā)展戰(zhàn)略，而中國(guó)企業(yè)國(guó)際化戰(zhàn)略的核心問(wèn)題已從“是否走出去”轉(zhuǎn)變到“如何走出去”。國(guó)內(nèi)外學(xué)術(shù)界關(guān)于企業(yè)國(guó)際化與績(jī)效關(guān)系的觀點(diǎn)不盡相同——正相關(guān)、負(fù)相關(guān)、U形關(guān)系等，甚至有觀點(diǎn)認(rèn)為它們根本不相關(guān)。產(chǎn)生這些不同的原因主要有4個(gè)：缺乏中國(guó)特定情境下的研究，理論對(duì)研究現(xiàn)象解釋能力有限，忽視了國(guó)際化過(guò)程起到的調(diào)節(jié)作用，實(shí)證技術(shù)有待提高[1]。許多學(xué)者開(kāi)始關(guān)注調(diào)節(jié)變量的作用，近年來(lái)的研究更多是選取一個(gè)合適的情境分析兩者的關(guān)系。本文從跨國(guó)企業(yè)研發(fā)投入視角出發(fā)，以2012—2016年滬深A(yù)股上市公司為研究樣本，結(jié)合資源基礎(chǔ)理論的觀點(diǎn)分析國(guó)際化程度與企業(yè)績(jī)效之間可能存在的門限效應(yīng)。

1 綜述與假設(shè)

早期學(xué)術(shù)界的研究主要探討企業(yè)國(guó)際化經(jīng)營(yíng)的動(dòng)機(jī)、進(jìn)入模式與行為，但從根本上來(lái)說(shuō)，企業(yè)實(shí)施國(guó)際化戰(zhàn)略的目的在于提高企業(yè)績(jī)效，因此近年來(lái)該問(wèn)題受到廣泛關(guān)注。

“交學(xué)費(fèi)”和“水土不服”論認(rèn)為，跨國(guó)企業(yè)相對(duì)于東道國(guó)企業(yè)會(huì)產(chǎn)生額外成本[2]。除此之外，跨國(guó)企業(yè)面臨更多的不確定風(fēng)險(xiǎn)，例如貿(mào)易壁壘、價(jià)格波動(dòng)和政治法律風(fēng)險(xiǎn)、金融風(fēng)險(xiǎn)[3]。文化層面的因素也會(huì)調(diào)節(jié)企業(yè)國(guó)際化程度對(duì)企業(yè)績(jī)效的影響，Jong和Houten[4]認(rèn)為，如果跨國(guó)公司在與母國(guó)文化相似的國(guó)家中經(jīng)營(yíng)，國(guó)際化程度對(duì)企業(yè)績(jī)效產(chǎn)生積極影響，但如果是在文化迥異的國(guó)家中經(jīng)營(yíng)，則會(huì)產(chǎn)生消極影響。顯然中國(guó)文化具有獨(dú)特性，這從側(cè)面支持了中國(guó)企業(yè)跨國(guó)經(jīng)營(yíng)可能會(huì)對(duì)企業(yè)績(jī)效產(chǎn)生不利影響的觀點(diǎn)。

資源基礎(chǔ)理論認(rèn)為，企業(yè)擁有獨(dú)特的核心資源與能力可以獲得并長(zhǎng)久保持競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)[5]。研發(fā)能力是企業(yè)的核心資源之一，跨國(guó)企業(yè)具有較高的研發(fā)能力能夠幫助企業(yè)在國(guó)際市場(chǎng)的擴(kuò)張活動(dòng)中獲益，一旦形成屬于企業(yè)自身的專有能力，那么這些跨國(guó)企業(yè)的核心技術(shù)很難被東道國(guó)企業(yè)模仿[6]?，F(xiàn)有研究結(jié)果普遍認(rèn)為，跨國(guó)企業(yè)擁有較多資源可以正向調(diào)節(jié)國(guó)際化程度與企業(yè)績(jī)效的關(guān)系。比如，Kotabe等[7]發(fā)現(xiàn)較多的研發(fā)投入可以正向調(diào)節(jié)國(guó)際化程度與企業(yè)績(jī)效關(guān)系。

企業(yè)的研究成果需要在前期投入一定規(guī)模的研究經(jīng)費(fèi)，當(dāng)跨國(guó)企業(yè)的研發(fā)投入低于某一臨界值時(shí)，世界范圍內(nèi)的其他競(jìng)爭(zhēng)者能夠輕易模仿本企業(yè)的研究成果，企業(yè)的國(guó)際化經(jīng)營(yíng)反而使企業(yè)績(jī)效下降。當(dāng)研發(fā)投入達(dá)到一定水平后，企業(yè)形成了他人難以模仿的創(chuàng)新技術(shù)，從而獲得了持續(xù)性的競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)，同時(shí)國(guó)際化經(jīng)營(yíng)產(chǎn)生的市場(chǎng)風(fēng)險(xiǎn)對(duì)企業(yè)績(jī)效的負(fù)向影響開(kāi)始縮小。也就是說(shuō)，國(guó)際化程度對(duì)企業(yè)績(jī)效的負(fù)向影響還取決于跨國(guó)企業(yè)的研發(fā)能力是否超過(guò)了一定的門檻，當(dāng)企業(yè)的研發(fā)投入強(qiáng)度達(dá)到一定的水平時(shí)，這種負(fù)向影響將會(huì)得到抑制。基于上述分析，本文提出假設(shè)1。

假設(shè)1：國(guó)際化程度與企業(yè)績(jī)效的關(guān)系存在門限效應(yīng)。在研發(fā)投入跨越一定的門限值之前，國(guó)際化程度對(duì)企業(yè)績(jī)效的負(fù)向影響較強(qiáng)，但跨越相應(yīng)的門限值之后，由于企業(yè)形成了其他競(jìng)爭(zhēng)者難以模仿的創(chuàng)新技術(shù)，國(guó)際化程度對(duì)企業(yè)績(jī)效的負(fù)向影響減弱。

研發(fā)投入還存在機(jī)會(huì)成本效應(yīng)，因此不斷提高研發(fā)投入強(qiáng)度可能不會(huì)始終正向調(diào)節(jié)國(guó)際化程度與企業(yè)績(jī)效的關(guān)系。如果企業(yè)在研發(fā)方面投入過(guò)多，必然影響企業(yè)在其他方面的投入，反而使企業(yè)的盈利性降低[8]。盡管許多文獻(xiàn)都認(rèn)為研發(fā)投入更多表現(xiàn)為正向調(diào)節(jié)兩者的關(guān)系，但研發(fā)投入是一種長(zhǎng)期投資，主要用于支付高級(jí)研發(fā)人員的工資，當(dāng)國(guó)內(nèi)的研發(fā)人員不能滿足其需求時(shí)，跨國(guó)企業(yè)必然雇傭更多海外研發(fā)人員，過(guò)于龐大的海外研發(fā)人員團(tuán)隊(duì)可能會(huì)加大國(guó)際化程度對(duì)企業(yè)績(jī)效的不利影響[9]。本文認(rèn)為，當(dāng)跨國(guó)企業(yè)的研發(fā)投入達(dá)到一個(gè)過(guò)高的水平，企業(yè)提升國(guó)際化程度一方面可能會(huì)產(chǎn)生更多的管理成本，另一方面可能導(dǎo)致跨國(guó)企業(yè)擁有的知識(shí)和技術(shù)在投資地國(guó)家中擴(kuò)散。因此，當(dāng)研發(fā)投入強(qiáng)度達(dá)到一定程度時(shí)，國(guó)際化程度對(duì)企業(yè)績(jī)效的負(fù)向影響將再次顯現(xiàn)出來(lái)。基于上述分析，本文提出假設(shè)2。

假設(shè)2：國(guó)際化程度對(duì)企業(yè)績(jī)效的影響存在最佳的研發(fā)投入強(qiáng)度區(qū)間。只有研發(fā)投入達(dá)到一定的門限值，才能抑制國(guó)際化程度對(duì)企業(yè)績(jī)效的負(fù)向影響，但如果再次超過(guò)某個(gè)門限值，研發(fā)投入不但不能抑制這種不利影響，反而加大該負(fù)向影響的程度。

2 研究設(shè)計(jì)

2.1 研究樣本與數(shù)據(jù)來(lái)源

本文將2012—2016年滬深A(yù)股上市公司作為研究樣本，并嚴(yán)格按照下列原則對(duì)樣本進(jìn)行篩選：1)剔除沒(méi)有海外銷售收入的公司；2)剔除ST公司和數(shù)據(jù)不完整的公司；3)剔除金融、保險(xiǎn)業(yè)公司；4)為避免極端值對(duì)研究結(jié)果的影響，本文采用Winsorize方法對(duì)數(shù)據(jù)的極端值進(jìn)行處理；5)剔除研發(fā)投入金額為0的樣本，原因在于本文更關(guān)注企業(yè)在有研發(fā)投入的情況下國(guó)際化與企業(yè)績(jī)效之間的關(guān)系；6)由于門限模型要求樣本數(shù)據(jù)必須是面板平衡數(shù)據(jù)，因此本文剔除了不符合要求的樣本。本文的數(shù)據(jù)來(lái)自國(guó)泰安CSMAR數(shù)據(jù)庫(kù)和Wind數(shù)據(jù)庫(kù)。本文使用Excel 2016對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行整理，剔除不符合要求的樣本之后，共得到了4 575個(gè)樣本觀察值，研究中使用了Stata 14.0統(tǒng)計(jì)軟件。

2.2 變量設(shè)計(jì)

2.2.1 被解釋變量與門限變量

本文的因變量為企業(yè)績(jī)效，故本文參考了學(xué)者郭立新、陳傳明[10]的做法，把總資產(chǎn)報(bào)酬率和凈資產(chǎn)報(bào)酬率作為衡量企業(yè)績(jī)效的指標(biāo)，其計(jì)算方法為：總資產(chǎn)報(bào)酬率=凈利潤(rùn)/平均總資產(chǎn)，凈資產(chǎn)報(bào)酬率=凈利潤(rùn)/平均凈資產(chǎn)。門限變量是研發(fā)投入強(qiáng)度，比較常見(jiàn)的做法是用研發(fā)投入金額除以總營(yíng)業(yè)收入或者總資產(chǎn)[11]，本文取，研發(fā)投入強(qiáng)度=當(dāng)期研發(fā)投入金額/年末總資產(chǎn)。

2.2.2 核心解釋變量

核心解釋變量為企業(yè)國(guó)際化程度，多數(shù)學(xué)者采用海外銷售收入占總收入的比重(foreign sales to total sales,FSTS)[12]來(lái)衡量。從企業(yè)運(yùn)營(yíng)的角度來(lái)看，可以采用企業(yè)海外資產(chǎn)占總資產(chǎn)的比重(foreign assets to total assets, FATA)[13]；從企業(yè)擁有的人力資源角度來(lái)看，也有學(xué)者采用海外員工占總員工數(shù)的比重(foreign employees to total employees, FETE)來(lái)衡量企業(yè)國(guó)際化程度[14]。聯(lián)合國(guó)貿(mào)發(fā)會(huì)議(UNCTAD)《2000年度世界投資報(bào)告》提出采用FSTS、FATA和FETE三者算術(shù)平均數(shù)來(lái)衡量企業(yè)的跨國(guó)指數(shù)。本文采用FSTS衡量國(guó)際化程度，主要原因是國(guó)內(nèi)運(yùn)用該衡量方法較為廣泛，同時(shí)相關(guān)數(shù)據(jù)較容易在數(shù)據(jù)庫(kù)中獲取。

2.2.3 控制變量

借鑒其他學(xué)者的做法，本文在模型中加入下列控制變量：第一大股東持股比例、管理層持股比例、企業(yè)規(guī)模、資產(chǎn)負(fù)債率、企業(yè)年齡。所有變量的定義和符號(hào)表示見(jiàn)表1。

表1 變量定義及說(shuō)明

2.3 計(jì)量模型與回歸方法

為了檢驗(yàn)研發(fā)投入對(duì)國(guó)際化程度與企業(yè)績(jī)效之間關(guān)系的影響，并尋找國(guó)際化與績(jī)效效用最大化時(shí)的研發(fā)投入的最佳區(qū)間，本文采用Hansen[15]提出的門限面板數(shù)據(jù)模型進(jìn)行研究，考慮如下簡(jiǎn)化的單門限面板模型：

(1)

其中：yit是被解釋變量；xit是解釋變量；qit是門限變量；γ是門限值；εit是隨機(jī)誤差項(xiàng)；ui是個(gè)體效應(yīng)，表示模型是一個(gè)固定效應(yīng)模型。公式(1)可以簡(jiǎn)化成公式(2)。

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

(2)

其中I(·)表示指示函數(shù)，若滿足括號(hào)內(nèi)的條件，該函數(shù)取值為1，反之則取值為0。上述公式僅考慮了單門限且無(wú)控制變量的模型，本文構(gòu)建了雙門限、三門限模型，具體見(jiàn)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)

對(duì)于模型是否存在“門限效應(yīng)”可以通過(guò)檢驗(yàn)原假設(shè)：

H0∶β1=β2=…=βn(均為門限變量的系數(shù))

Hansen的模型通過(guò)構(gòu)造LR統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)該假設(shè)：

其中SSR是回歸平方和，σ是標(biāo)準(zhǔn)差。

LR統(tǒng)計(jì)量的漸進(jìn)分布不是標(biāo)準(zhǔn)的χ2分布，無(wú)法判斷其臨界值，但可以采用自助法(Bootstrap)得到LR統(tǒng)計(jì)量的臨界值。若拒絕原假設(shè)，則可以認(rèn)為存在門限效應(yīng)，進(jìn)一步可以對(duì)門限值進(jìn)行如下檢驗(yàn)：

H0∶γ=γ1

為檢驗(yàn)該原假設(shè)，可以定義LR檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量為

可以利用LR(γ)統(tǒng)計(jì)量計(jì)算γ的置信區(qū)間，類似地可以推廣到多個(gè)門限值γ的情形，此處不再贅述。

3 實(shí)證結(jié)果

3.1 描述性統(tǒng)計(jì)與相關(guān)性分析

全樣本的描述性統(tǒng)計(jì)見(jiàn)表2。Perf_1和Perf_2的平均值分別是0.040 1和0.063 0，可見(jiàn)實(shí)施了國(guó)際化戰(zhàn)略的中國(guó)上市企業(yè)的績(jī)效水平偏低。FSTS的平均值為0.221 0，說(shuō)明樣本企業(yè)的總收入中平均有22.1%是來(lái)自海外市場(chǎng)，標(biāo)準(zhǔn)差為0.223 0，這表明樣本企業(yè)的國(guó)際化程度相對(duì)來(lái)說(shuō)比較均勻。CR1的均值為0.349，說(shuō)明樣本中企業(yè)的股權(quán)集中度較高。Dual的均值為0.158，標(biāo)準(zhǔn)差為0.209，說(shuō)明上市企業(yè)中管理層持股的現(xiàn)象比較普遍。Size的均值為22.080，標(biāo)準(zhǔn)差為1.210，因此可以說(shuō)明上市企業(yè)資產(chǎn)規(guī)模普遍較大。Lev的均值0.410，說(shuō)明上市企業(yè)的平均債務(wù)比例在41.0%。Age的均值是16.170，說(shuō)明樣本中的上市企業(yè)的年齡普遍比較大。

表2 全樣本主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)

在進(jìn)行回歸分析之前，本文對(duì)主要變量進(jìn)行了相關(guān)性檢驗(yàn)，結(jié)果如表3所示。由此可見(jiàn)，衡量企業(yè)績(jī)效的兩個(gè)指標(biāo)(Perf_1和Perf_2)都與國(guó)際化程度顯著負(fù)相關(guān)，與本文的預(yù)期基本一致，但由于未控制其他變量，該結(jié)論并不一定正確。觀察解釋變量的相關(guān)性，可以看出各解釋變量之間的相關(guān)系數(shù)的絕對(duì)值都在0.65以下，說(shuō)明多重共線性問(wèn)題不嚴(yán)重。

表3 相關(guān)性分析矩陣

注：***表示P<0.01,**表示P<0.05,*表示P<0.1。

3.2 門限效應(yīng)的檢驗(yàn)及門限值估計(jì)

在進(jìn)行門限回歸之前，本文對(duì)門限效應(yīng)的存在性進(jìn)行檢驗(yàn)，需要通過(guò)自助法(Bootstrap)計(jì)算F統(tǒng)計(jì)值和相應(yīng)的P值，進(jìn)而判斷使用門限模型是否合理。為了保證回歸模型的準(zhǔn)確性，模型的檢驗(yàn)中包含了控制變量。表4報(bào)告了分別使用資產(chǎn)報(bào)酬率(Perf_1)、凈資產(chǎn)報(bào)酬率(Perf_2)作為被解釋變量時(shí)，單一門限、雙門限以及三門限效應(yīng)是否存在的檢驗(yàn)結(jié)果。由表4的檢驗(yàn)結(jié)果可知：國(guó)際化程度對(duì)企業(yè)績(jī)效的影響存在門限效應(yīng)，無(wú)論被解釋變量為Perf_1還是為Perf_2，都可以認(rèn)為存在3個(gè)門限值。

表4 門限效應(yīng)檢驗(yàn)

注：F統(tǒng)計(jì)值和P值均采用Bootstrap重復(fù)抽樣300次計(jì)算得出。

表5匯報(bào)了門限估計(jì)值和95%的置信區(qū)間。

3.3 門限回歸結(jié)果分析

本文衡量企業(yè)績(jī)效的被解釋變量選擇了資產(chǎn)報(bào)酬率和凈資產(chǎn)報(bào)酬率,表6列出了門限效應(yīng)回歸結(jié)果，根據(jù)表4的門限效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果，模型(1)和模型(2)使用的都是三門限效應(yīng)模型。

分析表6可以得出以下結(jié)論：

第一，國(guó)際化程度對(duì)企業(yè)績(jī)效的影響存在門限效應(yīng)。只有研發(fā)投入達(dá)到一定門限才能降低國(guó)際化對(duì)績(jī)效的負(fù)效應(yīng)。模型(1)的結(jié)果說(shuō)明，當(dāng)研發(fā)投入達(dá)到第一門限時(shí)，國(guó)際化程度對(duì)企業(yè)績(jī)效的負(fù)效應(yīng)從0.040 5降至0.020 9；當(dāng)研發(fā)投入達(dá)到第二門限時(shí)，國(guó)際化程度對(duì)企業(yè)績(jī)效的負(fù)效應(yīng)從0.020 9降至0(由于該系數(shù)不顯著，故可認(rèn)為該系數(shù)為0)。模型(2)也有相似的結(jié)論。上述證據(jù)支持了假設(shè)1，可以認(rèn)為存在門限效應(yīng)，具體而言，在研發(fā)投入跨越一定的門限值之前，國(guó)際化程度對(duì)企業(yè)績(jī)效的負(fù)向影響較強(qiáng)烈，但跨越相應(yīng)的門限值之后，由于企業(yè)形成自己獨(dú)特的研發(fā)創(chuàng)新能力，國(guó)際化程度對(duì)企業(yè)績(jī)效的負(fù)向影響減弱。

表5 門限估計(jì)值與95%置信區(qū)間

表6 門限效應(yīng)回歸結(jié)果

注：FSTS_1、FSTS_2、FSTS_3、FSTS_4分別表示第一至第四階段上FSTS的回歸系數(shù)；***表示P<0.01，**表示P<0.05，*表示P<0.1。

第二，國(guó)際化程度對(duì)企業(yè)績(jī)效的影響存在最佳的研發(fā)投入?yún)^(qū)間。模型(1)中顯示，當(dāng)研發(fā)投入達(dá)到第三門限時(shí)，國(guó)際化程度對(duì)企業(yè)績(jī)效的負(fù)向影響從0上升至0.040 1。模型(2)也有相似的結(jié)論，當(dāng)研發(fā)投入達(dá)到第二門限時(shí)，國(guó)際化程度對(duì)企業(yè)績(jī)效的負(fù)效應(yīng)從0上升至0.085 3。上述證據(jù)支持了假設(shè)2，可以認(rèn)為存在最佳的研發(fā)投入?yún)^(qū)間，只有研發(fā)投入達(dá)到一定的門限值，才能抑制國(guó)際化程度對(duì)企業(yè)績(jī)效的負(fù)向影響，但如果再次超過(guò)某個(gè)門限值，研發(fā)投入不但不能抑制這種不利影響，反而加大該負(fù)效應(yīng)的程度。

4 研究結(jié)論與展望

本文基于2012—2016年中國(guó)滬深A(yù)股上市公司數(shù)據(jù)，研究了國(guó)際化程度與企業(yè)績(jī)效的非線性關(guān)系，并使用面板門限模型考察研發(fā)投入作為門限變量如何調(diào)節(jié)國(guó)際化程度與企業(yè)績(jī)效的關(guān)系，本文得到以下結(jié)論:

第一，國(guó)際化程度對(duì)企業(yè)績(jī)效具有負(fù)向影響，能夠顯著降低企業(yè)績(jī)效。主要原因是跨國(guó)企業(yè)相對(duì)東道國(guó)本土企業(yè)具有新入者劣勢(shì)成本和異國(guó)經(jīng)營(yíng)成本，除此之外，跨國(guó)企業(yè)面臨更多的不確定環(huán)境，加劇和增大了跨國(guó)企業(yè)國(guó)際化經(jīng)營(yíng)的風(fēng)險(xiǎn)和成本。本文認(rèn)為國(guó)際化程度與企業(yè)績(jī)效存在負(fù)相關(guān)關(guān)系，并得到了印證。

第二，國(guó)際化程度對(duì)企業(yè)績(jī)效的影響存在門限效應(yīng)。在研發(fā)投入跨越相應(yīng)的門限值之后，由于企業(yè)形成了其他廠商難以模仿的研發(fā)創(chuàng)新技術(shù)，國(guó)際化程度對(duì)企業(yè)績(jī)效的負(fù)向影響得到減弱。無(wú)論是以資產(chǎn)報(bào)酬率還是以凈資產(chǎn)報(bào)酬率作為被解釋變量，本文均發(fā)現(xiàn)存在3個(gè)門限值：當(dāng)被解釋變量為資產(chǎn)報(bào)酬率時(shí)，研發(fā)投入的3個(gè)門限值分別為0.016 5、0.035 4和0.045 9；當(dāng)被解釋變量為凈資產(chǎn)報(bào)酬率時(shí)，研發(fā)投入的3個(gè)門限值分別為0.016 5、0.035 8和0.045 9。這兩個(gè)被解釋變量均可以劃分出4個(gè)研發(fā)投入階段，在前3個(gè)階段中，本文發(fā)現(xiàn)國(guó)際化程度對(duì)企業(yè)績(jī)效的負(fù)向影響分別從第一階段的0.040 5和0.087 5降至第三階段的0。這個(gè)結(jié)果具有一定的應(yīng)用價(jià)值和借鑒意義，如果中國(guó)的跨國(guó)企業(yè)能夠運(yùn)用好這種門限效應(yīng)，可以消除國(guó)際化程度對(duì)企業(yè)績(jī)效的不利影響。

第三，國(guó)際化程度對(duì)企業(yè)績(jī)效的影響存在最佳的研發(fā)投入強(qiáng)度區(qū)間。本文發(fā)現(xiàn)研發(fā)投入如果超過(guò)一定門限，研發(fā)投入不但不能抑制國(guó)際化程度對(duì)企業(yè)績(jī)效的不利影響，反而加大該負(fù)向影響的程度。無(wú)論是資產(chǎn)報(bào)酬率還是凈資產(chǎn)報(bào)酬率，這個(gè)過(guò)度研發(fā)投入的門限值都為4.59%。由前文的結(jié)果可以知道，第四階段模型(1)(2)國(guó)際化程度的系數(shù)分別為-0.040 1和-0.085 3，這個(gè)系數(shù)的絕對(duì)值甚至比第二階段的系數(shù)絕對(duì)值還要大。這種反向逆轉(zhuǎn)結(jié)果意味著跨國(guó)企業(yè)不能一味地在研發(fā)方面投入過(guò)多，還應(yīng)關(guān)注企業(yè)在其他方面的發(fā)展。