一、 引言

在经济全球化背景下以及全面建设社会主义现代化目标的指引下，中国企业更加注重“开放带来进步，坚持‘引进来’和‘走出去’并重”的发展战略，其国际化活动日趋普遍和频繁，已经成为当前世界格局中不可忽视的新力量，因此深入研究引发国际扩张的因素对理解中国企业行为是一个重要且富有意义的深层次任务。

在企业国际化实践中发现，新兴经济体和转型经济体的很多企业“走出去”并不完全是利用已有的竞争优势（李新春和肖宵，2017），甚至有些企业并不具备资源、信息和经验等优势，那么是什么因素促使新兴经济体的企业开拓国际市场？企业行为理论把业绩反馈作为衡量企业“成功与失败”的标准，企业行为受到期望水平的影响，例如把绩效或者相关变量（利润、流动性和销售额等）与心理期望进行比较，绩效相对于期望水平的偏差影响决策的一致性和可靠性，可能会对国际战略产生影响。企业国际化过程中的战略选择是结构性决策，考量的要素不仅包含企业的战略目标、内部资源和能力，还需要考虑外部环境力量（Martín et al.，2022）。鉴于制度环境的重要性，即“正确”的价值观、规范和社会期望等是影响组织结构和行为的要素 （Grewal& Dharwadkar，2002），根据企业行为理论，即企业会把当前的制度状态与心理期望的制度状态进行比较，产生的偏差可能会对国际战略产生影响，本文将绩效和制度纳入构建管理战略行动的研究模型，分析二者在期望落差情况下对企业国际扩张的影响机制。

本文基于前期研究成果，具体分析以下三方面：第一，聚焦作为新兴经济体代表的中国企业，研究其国际化行为的理论和实践意义；第二，从绩效的角度分析期望落差的作用，研究企业在不同程度的“不满意”状态下会做出何种行为；第三，基于企业行为理论从制度的角度分析期望落差，探讨其对企业国际扩张的影响。这些分析对丰富企业行为研究具有一定价值。

二、 理论与假设

（一） 期望落差 : 影响企业国际扩张的重要因素

在早期的传统心理学研究中，Frank（1941）认为期望水平是对个人能力的评估，是与理想的表现相匹配的某个位置，决策者决定结果为满意或不满意，期望水平构成两者之间的边界（Augier& March，2003）。期望水平涉及个体和集体两个层面，在个人层面的社会心理研究中，社会比较被公认为是评价个体能力和成果的重要方式（Suls& Wheeler，2000），人们倾向于与自己具有相关或相似属性的人进行比较。在集体层面的研究中，社会期望水平被构建为与一个对等组的比较（Baum et al.，2005）。组织期望水平如何确定？根据Greve（1998）的研究，期望水平是组织现在的表现与社会平均表现进行比较或者与过去的表现进行比较的参考点。

在新兴经济体的背景下，基于制度的分析尤其重要。制度作为一种游戏规则，用来规范一个社会的经济行为（Baumol，1990）。Scott（2008）认为激励企业战略行动的外部力量主要有经济变量和社会变量两种形式，这两种变量导致强制机制，即经济或社会压力给企业造成制度依赖和期望（Kauppi，2013）。与企业行为理论一致，这种依赖和期望同样具有边界，企业会将目前的制度状态与心理理想的制度状态进行比较，或者与其他地区的社会制度进行比较，并且根据企业实际的经营状况不断变更评价标准。

Frank（1941）认为一个人对自身能力的评估结果如果低于理想值，就会处于一种“损失”的心理状态。组织通常把实际绩效或者和绩效有关的指标，与其心理目标进行比较，作为感知成功或失败的一个近似参照标准（Kuusela et al.，2017）。绩效反馈包括两种情况：一是期望顺差，即企业实际业绩保持或者高于心理期望水平的成功状态；二是期望落差，即实际业绩低于心理期望水平的穷困状态（贺小刚等， 2016）。组织的任何行为都嵌入在特定的制度安排中，企业行为理论的观点同样适用于制度。企业对制度的感知也存在心理满意度，会对实际的制度环境与期望的制度环境进行比较。与绩效反馈一致，也包括两种情况：一是期望顺差，即企业实际所处的制度环境符合或者高于心理期望水平；二是期望落差，即实际制度环境低于心理期望水平。因此，从企业行为的角度来看，如果遭遇期望落差，企业会根据现状重新审视制度环境，进而积极寻求恢复心理满意度的修复方式。

对期望落差与决策行为关系的研究，学者们的讨论主要集中于研发和创新、风险投资以及市场进入和退出等。贺小刚等（2016）探讨了落差状态下的修复能力对决策行为的影响，认为消极反馈与企业家创新精神存在倒U型关系。Titus等（2020）认为企业的业绩低于其社会期望时，落差的程度与其风险投资行为呈正相关。与其观点一致，Xu等（2019）认为落差的企业专注于寻找短期解决方案，更有可能表现出冒险行为。组织期望主题下涉及国际化的研究认为，国际化代表了一种组织变革，如果企业目前的状态未能达到其目标或期望，组织处于损失的心理状态，这种“不满意”可以看作是导致变革的关键因素。企业更有可能承担更大的风险，更有可能进入国际市场并扩大国际经营,因为“走出去”是新兴经济体管理人员提高企业业绩的一个特别突出的解决方案（Xie et al.，2019）。Lin（2014）认为业绩低于预期并拥有高度组织冗余的企业更有可能在国际化中表现出快速和广泛的特征，期望差距引发的决策者意愿与资源的动态变化导致了企业的国际化行为（宋铁波等，2017）。前期学者从绩效出发，对期望落差与企业行为的关系进行了探讨，但是鲜有把制度因素纳入分析的研究成果，也缺乏对不同程度期望落差的讨论。本文基于企业行为理论，将绩效和制度融入期望落差，同时对期望落差的不同程度进行分析，探究期望落差与企业国际扩张之间的关系。

（二） 假设提出

1. 期望落差的作用—绩效的视角

企业行为理论关注决策者基于企业绩效与参考点之间的差距而做出的反应，前景理论具有相同的观点，认为企业行为取决于组织驻留在一个领域内的收益或损失，决策者会参照一些参考点进行评估（Kahneman& Tversky，1979）。很多企业在组织生命历程中都会遭遇轻度期望落差，即企业处于接近并且低于期望水平的区域（Mckinley et al.，2014）。March& Shapira(1992)认为决策参照点在轻度落差处依然在期望水平之内，决策者的心理没有受到实质性损害，其在这个区域内能够感知到自身依然拥有相对比较强的修复能力（贺小刚等，2016），会认为继续执行当前的战略比尝试新的、具有风险性或者不确定性的战略更有效，无需改变目前“相对满意”的状态（Varkey et al.，2020）。因此，虽然落差增加，但是相比扩大国际业务，决策者更倾向于关注目前的生产和服务模式，因而国际扩张的程度并不会随之增加。

但是，随着落差持续增加，增大的落差导致决策者心理压力增加，“不满意”的状态会促使其拒绝现有的常规探索而尝试变革，而开拓国际市场是组织变革的重要手段，是鼓励企业偏离先前的生产模式，刺激产品、服务或过程的创新方式（Xie et al.，2019）。首先，企业通常会把全部或者部分关键资源，如生产能力、管理者的时间和精力等投入到旨在实现期望水平的国际市场，这就需要在替代市场之间进行关键资源的分配，导致关键资源受到机会成本的影响。机会成本取决于资源现有用途和新用途之间的相对价值，当落差程度较高时，将资源转移到新市场的机会成本相对较低（Ref& Shapira，2017）。其次，虽然国际扩张具有风险性，但是能够创造更多机会，有助于实现规模经济和范围经济，提供给产品或服务更广阔的市场并可能获得新技术提高竞争力（Xie et al.，2019）。同时，国际扩张具有显著的外部可见性，可以产生更强的投资者反应（Barney，1988），这种需求对于遭遇落差较高的企业尤为迫切。基于上述分析，本文提出以下假设：

假设1：从绩效的角度分析，期望落差与企业国际扩张呈现显著的先下降而后上升的U型关系。

2. 期望落差的作用—制度的视角

绩效—期望反馈是组织决策过程中的重要输入（宋铁波等，2017），在涉及组织外部环境背景下，制度—期望反馈同样重要。Adomako等（2019）认为不稳定的制度环境往往是新兴经济体和转型经济体企业的主要障碍。不同于其他新兴经济体，中国具有稳定的政治结构、优良的基础设施以及对违法行为的高强度打击力度等，在消除贫困、绿色增长和经济发展等方面取得了巨大的成绩。如果企业存在轻度期望落差，即落差位于期望水平附近，决策者依然对适应制度环境充满信心，认为目前所处的环境有利于企业开展各种活动。为了缓解心理压力恢复期望水平，决策者必然以制度领域内规范的商业模式、实践和结构作为标准（Xu et al.，2019），倾向于把资源和努力投入到对目前的程序、结构和业务等进行修正的策略，而不是分配给国际业务。

如果期望落差较大，企业与其经营环境之间的匹配状况会“令人特别不满意” （Ref& Shapira，2017）。目前，中国正处于全面发展的新时期，已经从根本上进行了经济体制改革并且全面提升了治理能力。但是，仍然存在较低层次的制度化领域。首先，在非正式制度层面，还依然存在一些束缚，某些组织所在领域的制度约束具有根深蒂固的性质，如缺乏共享的行业规范以及人际网络在驱动企业战略方面发挥的作用过大等（Ulusemre，2021）；其次，在正式制度层面，Tracey& Phillips （2011）指出企业面临的挑战并非简单地来自特定的制度构架不到位，也可能是因为地方制度没有被深层次制度化。同时，产业政策围绕国家发展规划确定的产业发展和结构调整方向，^①对企业也提出更高的要求。例如，国内有严格的环保法规，而其他国家或地区可能有着更宽松的环保制度，从而导致某些企业的经营方式与其经营环境之间存在不“匹配”，进而企业的问题搜寻动机更为迫切，然而通过局部探究解决问题的空间逐渐狭窄，决策者必须进行非局部的探究，从而致使企业在组织领域外寻求新的制度安排，即进行更广泛和更深化的国际活动以期恢复满意水平。基于上述分析，本文提出以下假设：

假设2：从制度的角度分析，期望落差与企业国际扩张呈现显著的先下降而后上升的U型关系。

三、 数据、模型与变量

（一） 样本选择与数据来源

为了确保数据的可获得性和准确性，本文选择2007~2016年沪深A股主板上市公司作为研究对象，企业和行业层面的基础数据主要来自国泰安数据库和上市公司年度报告，同时使用新浪财经等网站对相关数据进行了明确和补充。数据涉及相关国家层面，主要来自世界银行发布的全球治理指数、美国传统基金会和《华尔街日报》发布的经济自由指数等。对样本的选择如下：（1）删除境外投资目的地为开曼群岛、百慕大群岛、泽西岛、萨摩亚和维尔京群岛的样本，因为这些地区更多是发挥“避税天堂”的功能，很难明确企业是否真实地进行经营，也可能是为了获得在第三国或地区的经营便利，或者寻求“返程”（Sutherland& Ning，2011），并不符合东道国的意义，并且违反了企业行为研究的本意；（2）删除目的地为中国香港的样本，因为在中国香港的投资很难判断其经营意图；（3）为了避免企业在行业中的垄断性，根据中国证监会2012版行业分类名称行业代码B进行分类，删除行业内企业个数小于5个的样本；（4）由于同一年份存在母公司在相同东道国有多家注册资本等特征相同的子公司，对这类母公司进行了删除；（5）删除数据严重缺失、无法补充或者无法匹配的公司样本；（6）删除外资控股的公司样本。最终得到236家母公司及其1115家海外子公司。母公司在国内的地区分布主要位于华东地区（45.64%）和华南地区 （15.15%），根据世界银行的区域界定标准，海外子公司样本主要集中在东亚和太平洋地区（36.84%），其次是欧洲和中亚地区（24.61%），北美地区（24.07%），见表1。

注:数值为样本数占总样本比重。

（二） 变量与测量

1. 因变量 : 国际扩张（NA）

前期学者的衡量方式通常用境外销售收入占比、企业境外子公司数（Xie et al.， 2019）、境外投资的国家数目（Strike et al.，2006）以及采用综合性指标，使用境外销售收入占比、境外投资的国家数目和境外子公司数三个指标的聚合等方式进行衡量（Strike et al.，2006）。由于境外总资产占比等数据获得困难，境外销售收入占比等不足以反映企业国际扩张，同时从区域分布比例可以看出中国企业投资具有相对地域偏好，因此，考虑对“国际扩张”诠释的直接性，本文选取企业境外子公司个数作为衡量指标。

2. 自变量：期望落差

根据理论和假设，从绩效和制度两个角度分析期望落差。

（1）期望落差—绩效（EN）。由于前期学者并没有清楚地界定组织绩效期望标准，即组织在什么产出水平能达到心理满意。因此，根据Greve（1998）的研究，期望水平是组织现在的表现与社会平均表现进行比较或者与过去的表现进行比较的参考点，同时结合学者们对期望落差分析的多种表现形式，比如企业实际绩效与证券分析师所期望的绩效差距、企业实际绩效与历史绩效比较所形成的差异等（贺小刚等，2016）。借鉴Chen（2008）的方法，将期望落差界定为与行业内其他企业相比较而形成的差距，并且把企业实际绩效与历史绩效的比较也作为绩效期望的衡量指标进行稳健性检验。绩效的衡量指标通常使用资产回报率（ROA）、股东权益报酬率 （ROE）和销售收益率（ROS），因为ROE在跨公司间的比较存在弊端（宋铁波等， 2017），在此使用ROA进行回归分析，同时在稳健性检验中将ROS作为绩效的替代性指标进行检验。为了避免行业垄断性的影响，本文根据中国证监会2012版行业分类名称行业代码A的分类标准将同行业的中位值作为参照点，参照Chen（2008）的方法，企业在t期的行业期望水平，是企业所在行业t-1期的行业绩效中位值（权重为0.6）和t-2期的行业绩效中位值（权重为0.4）的加权组合，在此基础上将同期期望水平与实际绩效状态进行比较，低于期望水平为期望落差。借鉴Chen（2008）的方法设计两个截尾变量，如果是期望落差，则非处于期望落差区间的数值取值为0，在此基础上对数值进行绝对值处理。

（2）期望落差—制度（ID）。根据企业行为理论，期望水平是组织现在的表现与社会平均表现进行比较或者与过去的表现进行比较的参考点（Kuusela et al.，2017），借鉴绩效角度的测定方式，从制度角度对期望落差的衡量同样是根据比较而形成的差距。企业会将目前的制度状态与自我期望的制度状态进行比较，或者会与其他地区的社会制度进行比较。为了能够反映制度的比较，参照前期学者对于制度变量在实证分析中的计算方法，在此参照制度距离的计算方式。前期学者在研究中使用不同的数据库，涉及不同的制度变量对制度环境进行测量（王永钦等，2014），在此，借鉴前期研究使用世界银行的全球治理指数。全球治理指数通过对众多国家和地区的大量公民、专家和企业进行调查而得出，是考察国家或地区治理体系和治理能力的指标，涉及话语权和问责制、政治稳定性和无暴力、政府效率、监管质量、法治和腐败控制六个方面。这些指标中，监管质量体现政府部门的公信力和信息环境的公平性，问责制是个人、企业和政府的责任问题，由于这两个指标都涉及公共和私人利益体系的运行，因此相关性可能会较高，易导致多重共线性问题，因此在回归分析中使用聚合指数代替多变量分析，其测量采用Kogut& Singh（1988）的方法，具体计算公式如下：

$ID=\frac{1}{6}\sum _{i=1}^6{\left(I_{ih}-I_{ic}\right)}^2/V_i$

式中，I _ic表示中国在第i个制度维度的值，I _ih表示东道国在第i个制度维度的值，V_i 表示第i个制度维度的方差。

在实证分析中为了避免使用单一的制度指标来源可能对回归分析造成偏误，本文同时使用美国传统基金会和《华尔街日报》发布的经济自由指数作为制度的替代性指标进行检验。经济自由指数是权威的制度评价指标，涵盖的国家和地区范围广泛，分十个不同的角度关注制度环境，涉及商业、货币、财政和投资自由等，反映了经济主体追求商业活动的自主性。经济自由指数对期望落差的衡量同样采用Kogut& Singh（1988）的方法。

3. 控制变量

涉及母公司的变量包括：企业规模（SIZ），用企业总资产表示，取自然对数，数据来自国泰安数据库；企业上市年龄（LIF），用企业上市所经历的年数衡量，取自然对数，数据来自国泰安数据库；母公司持有的境外股权（STO），用母公司持有的境外子公司的股份占比表示，取自然对数，数据来自国泰安数据库；母公司高管持股（TST），高管持股数占总股数的比例，数据来自国泰安数据库；母公司高管规模（TMT），公司高管团队人数，数据来自国泰安数据库；两权分离程度（KZO），用控制权与现金流权之间的差值表示，数据来自国泰安数据库；冗余资源（SAL），用三大期间费用与销售收入比值的平均值衡量，数据来自国泰安数据库；企业利润 （JLR），数据来自国泰安数据库中的净利润；母公司董事规模（BOA），公司董事人数，数据来自国泰安数据库；绩效期望顺差（ES），计算方法与落差一致，将同期期望水平与实际绩效状态进行比较，高于期望水平则为期望顺差。同样设计截尾变量，对处于期望顺差区间的数值保持原值，对非处于期望顺差区间的数值取值为0； 产品市场竞争程度（CMP），用同行业内竞争者的数目来衡量，根据国泰安数据库数据计算；行业竞争性（ICM），同行业内每个企业主营业务收入占行业总主营业务收入比例的平方和，根据国泰安数据库数据计算。

涉及境外子公司变量包括：境外子公司注册资本（REG），用境外子公司的注册资本表示，按照当年平均汇率进行了换算，数据来自国泰安数据库；东道国经济增长率（GDP），用东道国GDP年增长率表示，数据来自世界银行；地理距离（GEO），作为贸易成本的代理变量，数据来自CEPII；东道国能源禀赋（FUE），东道国燃料出口占商品出口的比重作为能源禀赋的代理变量，数据来自世界银行；东道国经济稳定性（INL），用通货膨胀率作为经济稳定的指标，数据来自世界银行；东道国开放度（KFD），用外国直接投资的流入占GDP的比重表示，数据来自世界银行；东道国总税率（ZTA），用世界银行的总税率指标表示；东道国企业创业时间（TIM），数据来自全球竞争力报告。同时，生成时间虚拟变量，用来控制时间上的变化可能造成的影响；根据中国行政区域划分标准生成地区虚拟变量，以控制不同地域环境的特点对企业行为的影响。

（三） 描述性统计与相关性分析结果

实证分析使用Stata15.1，首先对数据进行必要的检验和处理：在1%水平上对主要的连续变量进行缩尾处理；通过方差膨胀因子（VIF）对模型中的变量进行共线性问题诊断，VIF最高值为7.91，整个模型的均值为2.52，结果均在可接受的范围内。表2是变量的相关性分析和描述性统计，可以看出各变量具有相对的独立性，多重共线性问题对回归分析的干扰较低。根据因变量的特点，同时使用广义最小二乘法 （XTGLS）和加权最小二乘法（WLS）进行估计。在回归前进行White检验发现，模型存在异方差问题，在此使用模型的异方差修正方法对问题进行探讨。

注: * p<0.1，+p<0.05，#p<0.01。

四、 检验结果与讨论

（一） 总样本分析

表3的回归结果是从绩效和制度两个角度对期望落差与企业国际扩张之间关系的可能性预测。表3中模型1~5采用广义最小二乘法（XTGLS），模型6~10采用加权最小二乘法（WLS），模型2~3和7~8是使用全球治理指数计算的制度变量，模型4~5和9~10是使用经济自由指数计算的制度变量，所有模型均没有列出年份和地区的回归结果。对于绩效角度的检验，模型1中期望落差（EN）的系数显著为负（beta=-0.3148， p<0.01），其平方项显著为正（beta=0.2018，p<0.01），检验结果在其他模型中依旧稳健，说明从绩效的角度，期望落差与企业国际扩张之间存在U型关系，即企业国际扩张随着期望落差的增加而减弱，到达拐点之后随着期望落差的增加，企业进行国际扩张的动力会更加强烈，检验结果支持假设1。

对于制度角度的检验，模型2中，期望落差（ID）显著为负（beta=-0.6340， p<0.01），其平方项同样显著为正（beta=0.0708，p<0.01），模型4中，经济自由指数计算的期望落差（ID）显著为负（beta=-0.4572，p<0.01），其平方项同样显著为正（beta=0.0567，p<0.05），检验结果在其他模型中依旧稳健，表示随着期望落差的增加，企业进行国际扩张的倾向呈现先减弱后增强的趋势，结果支持假设2。

为了更有效地说明U型关系，本文绘制了两种期望落差与企业国际扩张之间的关系图。图1为绩效角度的衡量，拐点之前图形变化比较平缓，随着期望落差增加，国际扩张的程度减弱缓慢，此区域内决策者相对“满意”，通过控制成本、跟随模仿以及整合资源知识等方式能够缓解期望落差的困扰；拐点所对应的落差数值比较低，即 “不满意”的状态很容易出现，进而激发决策者国际扩张的动力；拐点之后，图形陡峭，落差越大，决策者感受到的“损失”越强烈，国际扩张随之表现出快速上升的趋势。图2为制度角度的衡量，拐点之前决策者处于比较“满意”的状态，与图1比较，国际扩张下降更加快速；随着落差持续降低达到拐点，拐点所对应的落差数值离原点较远，可以看出企业更倾向于适应环境而不是远离；拐点之后，与图1相似，随着落差增加，国际扩张快速上升，图形的表现可以进一步说明本文的假设。

注: * p<0.1， **p<0.05， ***p<0.01，括号内为标准误。

（二） 稳健性检验

1. 更换绩效指标

表4中模型1~10是使用ROS作为绩效的替代性指标进行的衡量，与表3一致，模型1~5采用广义最小二乘法（XTGLS），模型6~10采用加权最小二乘法（WLS）。对于绩效角度的检验，模型1中期望落差（EN）的系数不显著，但是为负，其平方项显著为正（beta=0.0275，p<0.01）。对于制度角度的检验，模型2中，期望落差 （ID）显著为负（beta=-0.6309，p<0.01），其平方项同样显著为正（beta=0.0716， p<0.01），模型4中，经济自由指数计算的期望落差（ID）显著为负（beta=-0.4488， p<0.01），其平方项同样显著为正（beta=0.0591，p<0.05），虽然ROS检验结果中期望落差的作用系数有轻微降低，但系数的显著性水平与作用方向并没有出现明显变化。因此，ROS的检验结果与ROA的检验结果基本一致，可以支持本文的假设。

（接上表）

注： * p<0.1， **p<0.05， ***p<0.01，括号内为标准误。

2. 更换绩效指标计算方法

使用企业实际绩效与历史绩效比较的差异作为绩效期望的衡量指标进行稳健性检验，表5模型1~5使用ROA历史比较，模型6~10使用ROS历史比较，对于绩效角度的检验，模型1中期望落差（EN）的系数为负但是不显著，其平方项显著为正 （beta=0.0050，p<0.01）。对于制度角度的检验，模型2中，期望落差（ID）显著为负（beta=-0.9784，p<0.01），其平方项同样显著为正（beta=0.1239，p<0.01），模型4中，经济自由指数计算的期望落差（ID）显著为负（beta=-0.5389，p<0.01），其平方项同样显著为正（beta=0.0698，p<0.05），可以看出更换绩效指标计算方法后的检验结果与表3具有一致性，可以支持本文的假设。

3. 更换方法

使用Bootstrap方法进行稳健性检验，表6模型1~5使用ROA，模型6~10使用ROS，对于绩效角度的检验，模型1中期望落差（EN）的系数显著为负（beta=-0.7850， p<0.01），其平方项显著为正（beta=0.2604，p<0.01）。对于制度角度的检验，模型2中，期望落差（ID）显著为负（beta=-0.9688，p<0.01），其平方项同样显著为正 （beta=0.1239，p<0.01），模型4中，经济自由指数计算的期望落差（ID）显著为负 （beta=-1.1518，p<0.01），其平方项同样显著为正（beta=0.2091，p<0.01），可以看出检验结果依然稳健。

注: * p<0.1， **p<0.05， ***p<0.01，括号内为标准误。

注: * p<0.1， **p<0.05， ***p<0.01，括号内为标准误。

4. 内生性检验

由于国际扩张也可能影响企业的绩效表现，因此借鉴宋铁波等（2017）的做法检验二者之间的反向因果关系，国际扩张作为自变量取值为t期，期望落差作为因变量取值为t+1期，表7的检验结果可以看出所有模型的检验结果均不显著，国际扩张与企业期望落差之间的反向因果问题并不存在。

注: * p<0.1， **p<0.05， ***p<0.01，括号内为标准误。

五、 结果与讨论

本文认为期望落差是引发企业国际扩张的重要因素，基于上市公司的数据进行分析，结果表明从不同角度考量的期望落差都与国际扩张呈现显著的先下降而后上升的U型关系。如果企业在绩效方面遭遇轻度期望落差，决策者相信企业自身的修复能力可以扭转局面就不倾向于国际扩张，随着期望落差持续增加，决策者会感受到更大程度的“不满意”，进而采取行动，通过国际扩张以获得访问外部市场的机会弥补心理损失。在企业战略选择的过程中，从制度角度考量期望落差，其驱动作用同样重要。 March& Shapira（1992）认为决策者的参考点会根据期望落差的不同状态进行转换。在制度情境下，当期望落差较低时，会表现为环境适应，而当期望落差持续增加时，决策者关注点会转换，表现为远离环境。轻度的落差意味着制度环境依然“非常匹配”，但是如果落差较大，企业与其经营环境之间的匹配状况发生改变，国际扩张的动力则会增强。这个结论支持“企业风险寻求”的观点，即期望落差较高的企业更可能实施问题搜索行动以获得修复的机会。

本文的理论贡献主要有两点：第一，通过分析不同程度的期望落差，探究其对企业国际扩张的影响。尽管前期研究中企业行为理论广泛应用于不同的变革行为，但是企业行为理论在企业国际化分析中的应用主要集中在组织学习，基于企业行为理论中问题搜索思想（Cyert& March，1963）的研究极少，而且这些研究也并没有考虑期望落差的程度（Xie et al.，2019）；第二，前期研究中学者对于期望落差的衡量聚焦于绩效，本文将制度引入期望落差，企业对社会制度也会产生期望，并且与绩效一致，同样是驱动企业战略选择的要素。将绩效和制度因素纳入分析，可以为更深入地理解和解决一些基本问题，如“是什么推动了中国企业的国际战略”等提供帮助。

本文也具有一定的实践启示。第一，“落差”企业需要寻求实现期望水平的可持续性经营，“走出去”是组织变革的重要方式，企业可以凭借自身异质性特征选择国际扩张这个修复路径并逐步适应。同时，处于“损失”状态的决策者应该明确组织运营一旦转换到国际市场更加需要理性恰当地分析、制定和执行管理决策以达到“满意”的期望水平；第二，经济转型的实质是一个协调机制的更替，市场依赖于能够提供有效支持的制度。自从1978年中国开启对内改革、对外开放的政策，已经基本形成了具有一定竞争性、开放性和倡导企业家精神的经济环境。在这种良好的宏观环境下，地方政府和企业需要共同努力，创造一个更加有利于企业发展的地区环境，使企业能够达到一定的心理满意程度，同时，激励企业积极“走出去”，实现国际国内双发展。

本文在期望落差与国际扩张的关系研究中有了一些新的发现，但仍存在一些不足：第一，从制度角度衡量期望落差的指标是由测量公共制度的指数作为代理变量而不是对期望的直接测量，而对其衡量中使用更为直接的和可验证的数据和方法仍是一个挑战； 第二，由于数据的可获得性，对企业国际扩张的衡量并没有反映国际扩张的深度，未来需要通过调研等方式获取一手数据，以便对其进行更为直观的衡量与检测。

① 中共中央国务院《关于统一规划体系更好发挥国家发展规划战略导向作用的意见》(中发[2018]44号)。

参考文献