国际化程度对企业绩效的影响研究——基于高管激励的调节作用.pdf

Human Resources|人力资源MODERN BUSINESS现代商业78国际化程度对企业绩效的影响研究基于高管激励的调节作用杨玉丹朱灵通浙江科技学院浙江杭州310023摘要：本文以 20092020 年我国沪深 A 股制造业上市公司为样本，研究国际化程度对企业绩效的影响，考察高管激励方式在两者之间的调节效应，并基于产权性质的不同作进一步检验。结果表明：在总样本中，国际化程度与企业绩效之间为 U 型关系，且高管薪酬激励与股权激励对两者关系均具有正向的调节作用；进一步研究发现，在国有企业样本中，薪酬激励可以正向调节国际化程度与企业绩效间的关系，股权激励不能发挥调节作用；在非国有企业样本中，薪酬激励与股权激励都可以正向调节国际化程度与企业绩效间的关系。据此，本文提出用长远的眼光看待国际化经营战略、建立科学的高管激励机制。关键词：国际化程度；企业绩效；高管激励；股权激励；薪酬激励中图分类号：F832.51；F425 文献识别码：A文章编号：1673-5889（2023）21-0078-06一、引言在经济全球化和竞争全球化的时代背景下，国际化是现阶段中国企业追求竞争优势的重要发展战略，越来越多的中国企业顺应时代趋势，响应“一带一路”倡议，走出国门开拓国际市场。尽管联想、华为、海尔等企业通过国际化战略显著提高了企业绩效，但也有很多企业因为战略失误而折戟海外，使企业蒙受重大损失。所以，国际化经营会给企业的绩效带来何种影响？是促进、抑制还是更为复杂的非线性影响关系？国内外有大量学者对国际化程度和企业绩效的关系进行了研究，其中 Grant（1987）等认为企业的国际化战略有利于在国际市场上实现规模经济或范围经济，从而正向影响企业的业绩水平；Katrishen、Scordis（1998）等认为由于国际化管理的复杂性会造成企业运营成本的急剧攀升，进而对企业绩效造成消极影响。Lu 和 Beamish（2001）等虽然认同国际化战略可以给企业带来诸多潜在利益，但同时也承认，在获得国际化收益之前，企业需要经历一个付出与学习的过程，即两者之间表现为 U 型关系；而 Brock、Ysffe 和 Dembovsky（2006）使用分层回归分析了 76 家美国公司和 13 家英国公司的数据，认为两者之间的关系用倒 U 型来表示更为恰当；Contractor（2003）、吴晓波（2011）等考虑到企业国际化不同阶段的不同特征，认为国际化与企业绩效之表现为 S 型关系。可见，学者们关于国际化程度对企业绩效影响的研究结论丰富，但目前并没有达成统一意见，且以往学者大多局限于国际化程度与绩效两者之间的关系，没有考虑其他因素的影响，更少有学者研究高管激励在两者之间发挥的调节作用，这也为本文的研究提供了一个契机。在现代企业中，委托代理问题一直是公司治理领域的研究热点，而有效的高管激励机制可以缓解所有权与经营权相分离引发的委托代理问题，激发高管人员工作的积极性，改善企业的绩效水平。鉴于此，本文在研究国际化程度对企业绩效的影响时，加入高管激励这一调节变量，并结合企业的产权性质，进一步研究这种调节效应在国有企业和非国有企业中是否存在差异。本研究对上市公司尤其是其中的制造业公司在推进国际化战略时制定科学合理的激励机制、提升国际化经营绩效水平有着重要的现实意义，并可为产权性质不同的企业提供差异化的参考意见。二、理论分析与研究假设（一）国际化程度与企业绩效国际化经营具有动态化特征，企业国际化不同阶段的特征不同，国际化程度对企业绩效影响的表现形式也有所差异。在国际化的初级阶段，企业需要学习国际市场知识、调整自身销售渠道和组织框架，企业的市场开拓能力、运营能力、供应链管理能力等都面临着重大考验，成本也随之急剧攀升。此时，国际化所带来的收益可能不足以弥补国际化扩张的新进入成本，从而对企业绩效产生负向影响。随着国际化程度的进一步加深，企业的规模效益与范围效益逐渐凸显，国际化经营带来的收益逐渐覆盖成本，企业绩效表现会得到显著改善（李娟、马慧敏，2017）。因此，本文提出如下假设。假设1：企业的国际化程度与企业绩效之间呈U型曲线关系。（二）高管薪酬激励的调节作用相较于注重企业长期发展能力的股东，高管任职期限较短，一般只关心企业在其任期间的绩效水平，所以可能更青睐可以带来稳定收益的项目。如果不引入科学合理的激励机制，高管往往会追求稳定的业绩，不愿意投资那些风险高、周期长、所需资金大的项目，即使这些项目从长远角度看对于企业发展具有重要的战略意义，更不会利用自己的专业技能帮助企业在国际市场中分散风险和提高盈利能力。根据激励理论，我国高管大多仍处于财富积累的阶段，对货币资金性质的薪酬激励较为敏感（段海艳，2017），因此，运用高管薪酬激励手段，不仅在一定程度上可以降低高管担心国际化进程不顺利而给个人收益带来风险的忧虑，缓和股东和高管的利益冲突；而且会更大限度地激发高管的工作积极性，提高管理效率，进而改善企业的Human Resources人力资源|MODERN BUSINESS现代商业79绩效水平。因此，本文提出如下假设。假设 2：薪酬激励对国际化程度与企业绩效之间的关系具有正向调节作用。（三）高管股权激励的调节作用股权激励作为具有长期效应的激励手段，将高管自身利益与企业的盈利能力相连，高管为了使手中所持股权的价值达到最大化，工作积极性会被有效激发，把为企业创造价值看成自我价值实现的重要途径，从而更积极的为企业创造利润，且持有股权的高管在一定程度上与股东的利益趋于一致，更看重企业的长期效益，很大程度上可以规避高管为谋求短期盈利目标而不顾长远发展的短视行为，促使其选择有利于企业可持续发展的风险性项目，进而改善企业的绩效水平。我国资本市场上存在国有企业和非国有企业两种产权性质不同的企业，这两类企业的经营目标与公司治理制度存在一定差异。国有企业肩负国家使命，管理者不仅担负着提升企业绩效的职责，也要考虑社会效益，承担起改善民生的职责（姜付秀等，2014），从而偏离了企业价值最大化的目标，导致在国有企业中高管的努力程度与企业的绩效表现之间的关系更加模糊。且国有企业由于其特殊的所有权属性，在对管理者使用股权激励方案时更为谨慎，审批手续也更为复杂，管理者拥有的股份较少，可能会难以发挥出预期效果。最后，与非国有企业不同的是，国有企业管理者有向政府部门流动的机会，这将为他们带来更高的货币、非货币收益。所以，从长远角度出发，国有企业管理者可能更倾向于晋升激励和薪酬激励。这些因素使国有企业高管股权激励与企业绩效之间的关系更加具有不确定性，从而导致在国有企业的国际化进程中，股权激励无法有效调节国际化程度与企业绩效之间的关系。基于上述分析，本文提出如下假设。假设 3：在不考虑企业产权性质的情况下，股权激励对国际化程度与企业绩效之间的关系具有正向调节作用。假设 3a：在非国有企业中，股权激励对国际化程度与企业绩效之间的关系具有正向调节作用。假设 3b：在国有企业中，股权激励对国际化程度与企业绩效之间的关系没有调节作用。三、研究设计（一）样本选择与数据来源本文选取 20092020 年沪深 A 股制造业上市公司作为研究样本。数据主要来源于国泰安数据库和 WIND 数据库。其中，国际化程度（FETS）来源于 WIND 数据库，其他数据来源于国泰安数据库。为减少误差，本文对样本数据进行如下处理：（1）剔除 ST 和*ST 的公司样本；（2）剔除金融行业上市公司；（3）为了避免极端值对研究结果可能造成的潜在影响，本文对所有变量按 1%的比例进行 Winsorize 处理；（4）对除年份外的所有变量进行中心化处理。最终获得 12465 个数据作为样本，其中，国有企业样本数为 3726，非国有企业样本数为 8739，本文采用Stata16.0 对相关数据进行实证分析。本文选取 20092020 年制造业上市公司的数据进行实证研究，主要原因一是制造业是我国较早开展国际化运营的行业，其总体波动不大，各项经济指标比较平稳；二是在我国上市公司中，制造业企业的数量最多，大样本数据的实证结果相对比较准确。综合以上两方面因素，本文选择了制造业作为实证研究对象。（二）变量定义及测量1.因变量本文采用托宾 Q 值来衡量企业绩效，该值不仅可以全面体现企业的财务状况和运营状况，还可以预测企业成长性，在国际上被广泛使用。2.自变量根据现有文献，大多数学者在实证研究中采用海外业务收入占总收入的比重或海外资产、雇员所占比重等指标来衡量国际化程度。由于中国证监会要求上市公司在企业财务报告中披露的信息有限，大多数企业并未对海外员工占总员工比例等特定信息做出专门披露，故出于数据可得性和可信度方面的考虑，本文以海外业务收入占总收入的比例表示国际化程度。3.调节变量本文将高管激励按激励的时效性分为高管薪酬激励与高管股权激励，以薪酬激励表示短期激励手段，以股权激励来表示长期激励手段。其中，以高管薪酬的自然对数来衡量高管的薪酬激励，以高管持股数与总股数的比例来衡量股权激励。4.控制变量根据以往文献，本文选取股权集中度、企业规模、企业年龄、营销强度、董事会规模、偿债能力、研发强度、年度作为控制变量。各变量的选取及衡量方式如表 1 所示。表1变量定义变量类别变量名称变量符号变量计量方式因变量托宾Q值TQ企业的市场价值/资产重置成本自变量国际化程度FETS海外业务收入/总收入调节变量薪酬激励MXC高管薪酬的自然对数股权激励GCB高管持股数/总股数控制变量股权集中度GJZ第一大股东持股数/总股数企业规模ZSIZE企业资产的自然对数企业年龄AGE公司成立年至各年的年数营销强度XP销售费用/主营业务收入董事会结构DSIZE董事会人数偿债能力QR速动资产/流动负债研发强度YSB研发费用/主营业务收入年度效应YEAR年份虚拟变量（三）模型构建首先，为了检验国际化程度与企业绩效之间是否为 U 型关系，建立如下多元回归模型对假设 1 进行验证：TC=0+1GJZ+2ZSIZE+3AGE+4XP+5DSIZE+6QR+7YSB+8YEAR+（1）TC=0+1FETS+2GJZ+3ZSIZE+4AGE+5XP+6DSIZE+7QR+8YSB+9YEA+（2）TC=0+1FETS+2FETS2+3GJZ+4ZSIZE+5AGE+6XP+7DSIZE+8QR+9YSB+10YEAR+（3）Human Resources|人力资源MODERN BUSINESS现代商业80其次，为检验薪酬激励对国际化程度与企业绩效关系的调节作用，本文借鉴方杰、温忠麟（2015）的做法，采用分层回归的方法验证假设 2，构建如下模型：TC=0+1FETS+2FETS2+3MXC+4GJZ+5ZSIZE+6AGE+7XP+8DSIZE+9QR+10YSB+11YEAR+（4）TC=0+1FETS+2FETS2+3MXC+4MXC*FETS+5MXC*FETS2+6GJZ+7ZSIZE+8AGE+9XP+10DSIZE+11QR+12YSB+13YEAR+（5）类似的，为检验股权激励对国际化程度与企业绩效关系的调节作用，验证假设 3、3a、3b，构建如下模型：TC=0+1FETS+2FETS2+3GCB+4GJZ+5ZSIZE+6AGE+7XP+8DSIZE+9QR+10YSB+11YEAR+（6）TC=0+1FETS+2FETS2+3GCB+4GCB*FETS+5GCB*FETS2+6GJZ+7ZSIZE+8AGE+9XP+10DSIZE+11QR+12YSB+13YEAR+（7）四、实证研究（一）描述性统计为对各变量的相关特征进行初步了解，本文对各变量进行了描述性统计分析，具体结果如表2所示。从企业绩效（TC）来看，我国制造业上市公司托宾 Q 的均值在 2.582 左右，最小值为0.879，最大值为 9.890，标准差为 1.677，大多企业的价值存在高估现象且发展水平参差不齐。从国际化程度（FETS）来看，样本企业的国际化程度的平均值为 21.50%，最小值为 0.00，最大值为 91.74%，标准差为 0.23，说明样本企业的国际化程度存在较大差异。但是，总体来看，我国制造业上市公司的国际化水平不高，尚处于国际化的初级阶段。从薪酬激励（MXC）来看，样本企业高管薪酬的对数的平均值为 15.27，最小值为 13.50，标准差为 0.72，表明我国高管的薪酬差异较大，但是整体水平较高。从股权激励（GCB）来看，样本企业高管持股比例的最小值为 0.00，最大值为 69.48%，平均数为 15.93%，说明我国很大一部分比例的制造业上市公司都有高管持股的激励政策，但具体的比例在不同的企业中表现差异明显。表2全样本描述性统计变量平均值中位数标准差最小值最大值TC2.582 2.066 1.677 0.879 9.890 FETS0.215 0.128 0.234 0.000 0.917 MXC15.266 15.245 0.724 13.495 17.213 GCB0.159 0.023 0.210 0.000 0.695 GJZ0.344 0.325 0.144 0.089 0.730 ZSIZE22.094 21.923 1.182 20.044 25.701 AGE16.865 16.693 5.707 4.110 31.627 XP0.073 0.047 0.078 0.003 0.422 DSIZE8.545 9.000 1.582 5.000 14.000 QR2.192 1.322 2.530 0.249 15.983 YSB0.041 0.036 0.036 0.000 0.201（二）多元回归分析1.国际化程度对企业绩效的回归分析本文以 TC 作为企业绩效的衡量指标进行实证研究，企业国际化程度对绩效影响的回归结果如表 3 所示。表 3 中的第（1）列表示的是模型 1 的回归结果，仅加入控制变量进行回归，其中，股权集中度、企业年龄、董事会结构与绩效呈现显著正相关的关系；企业规模、营销强度、研发强度与绩效呈现显著的负相关关系；表 3 中的第（2）（3）列分别表现的是模型（2）（3）的回归结果，模型（2）中，FETS 与 TC 显著负相关（=-0.404，p0.01）；模型（3）中，国际化程度的一次项（FETS）的对企业绩效（TC）有显著的负向影响（=-1.345，p0.01）；国际化程度的平方项（FETS2）对企业绩效（TC）有显著的正向影响（=1.289，p0.01），可以初步判断企业国际化程度与绩效之间为 U 型的关系。仅通过二次项系数的显著性判断 U 型关系并不严谨，可能会造成误将变量之间单调的凸性关系误判成 U 型关系，真正的U 型关系除了二次项系数显著以外，还需存在有效极值点，且在解释变量在区间两侧的斜率符号相异（Lind and Mehlum，2010）。本文借助 utest 命令对国际化程度与绩效之间的 U 型关系进行进一步验证，得出 U 型关系的极值点为 0.528，而国际化程度的取值范围为 0，0.917，极值点在取值范围内。当FETS0.528 时，随着国际化程度的提高，企业绩效表现越好，此时的样本量为1573，占总样本量的 12.62%。由此可得，我国大多数制造业上市企业仍处于国际化发展的初期阶段，在“走出去”的道路中面临着国际化业务会给企业绩效带来负面的影响，不过，少部分企业已经渡过了国际化初期阶段，开始享受国际化发展为企业带来的红利。综上，国际化程度与绩效之间的 U 型关系成立，假设 1 得到验证。表3国际化程度对企业绩效的影响变量TC（1）（2）（3）FETS-0.404*-1.345*（0.093）（0.233）FETS21.289*（0.292）GJZ0.510*0.516*0.498*（0.167）（0.167）（0.167）ZSIZE-0.739*-0.728*-0.723*（0.024）（0.025）（0.025）AGE0.077*0.080*0.079*（0.034）（0.034）（0.034）XP-1.125*-1.156*-1.142*（0.299）（0.299）（0.299）DSIZE0.025*0.024*0.024*（0.011）（0.011）（0.011）QR-0.001-0.001-0.001（0.004）（0.004）（0.004）YSB-1.471*-1.422*-1.338*（0.514）（0.514）（0.514）常数项18.005*17.838*17.801*（0.638）（0.639）（0.638）YEAR控制控制控制N124651246512465R20.3980.3990.401F174.244165.276157.464注：*p0.01，*p0.05，*p0.1，括号内为t值。Human Resources人力资源|MODERN BUSINESS现代商业812.薪酬激励对国际化程度与企业绩效的调节效应U 型曲线的调节效应体现在转折点的移动和斜率两个方面。本文借鉴 Haan（2016）关于 U 型关系的测度方法，从拐点移动方向与曲线形状改变两个方面验证薪酬激励对国际化程度与企业绩效之间的调节作用。首先，构造二次函数Y=0+1X+2X2；在此基础上，加入调节变量 Z、Z 与 X、Z 与X2的交叉项，得到 Y=0+1X+2X2+3XZ+4X2Z+5Z，对此方程进行一阶求导，得到曲线的拐点为：对上式中的 Z 求导：由于分母严格大于 0，拐点移动的方向取决于分子的符号，如果 1*4-2*30，拐点右移。同时，若 40，U 型曲线变陡峭；若 40，会使 U型曲线更为平缓。表4薪酬激励对国际化程度与企业绩效的调节效应变量TC全样本国企非国企（1）（2）（1）（2）（1）（2）FETS-1.315*-1.414*-2.353*-2.413*-1.062*-1.137*（0.312）（0.318）（0.620）（0.634）（0.333）（0.336）FETS21.213*1.374*2.833*2.835*0.866*1.016*（0.393）（0.393）（0.760）（0.773）（0.435）（0.426）MXC0.244*0.179*0.329*0.214*0.232*0.189*（0.036）（0.041）（0.069）（0.083）（0.042）（0.045）MXC*FETS-0.194-0.457-0.069（0.170）（0.352）（0.180）MXC*FETS21.134*1.809*0.761*（0.380）（0.865）（0.370）GJZ10.492*0.506*0.795*0.774*0.3410.351（0.278）（0.277）（0.458）（0.454）（0.292）（0.292）YSB-1.427*-1.451*-1.736-1.700-0.978-1.009（0.754）（0.747）（1.491）（1.495）（0.782）（0.775）AGE0.0780.0790.0750.0750.0760.076（0.054）（0.054）（0.073）（0.074）（0.047）（0.047）XP-1.252*-1.275*-0.506-0.596-1.557*-1.553*（0.533）（0.531）（1.285）（1.283）（0.482）（0.482）ZSIZE-0.786*-0.793*-0.779*-0.781*-0.770*-0.777*（0.044）（0.044）（0.073）（0.073）（0.047）（0.048）DSIZE0.0140.0160.0040.0060.0090.011（0.015）（0.015）（0.025）（0.025）（0.018）（0.018）QR0.0000.0000.0200.019-0.000-0.000（0.003）（0.003）（0.012）（0.012）（0.003）（0.003）常数项15.660*16.787*14.378*16.153*15.568*16.340*（1.110）（1.138）（1.872）（2.021）（1.172）（1.205）YEAR控制控制控制控制控制控制N12465124653726372687398739R20.4050.4060.4140.4150.4010.401F150.787138.78545.39441.670108.45999.829注：*p0.01，*p0.05，*p0.1，括号内为t值。由表 4 可见，在总样本中，加入高管薪酬激励这个调节变量之后，国际化程度与企业绩效的 U 型关系仍然成立，且高管薪酬激励对企业绩效显著正相关。从转折点移动方向来看，薪酬激励与国际化程度的二次交互项（MXC*FETS2）的显著系数为正（4=1.134，p0.01），且 1*4-2*30，表明当薪酬激励提升到较高水平时，国际化程度与企业绩效之间的 U 型曲线变得更为陡峭。综上，在不区分企业产权性质时，薪酬激励正向调节国际化程度与企业绩效之间的 U 型关系。类似的，在国有企业中，加入高管薪酬激励这个调节变量之后，国际化程度与企业绩效的 U 型关系仍然成立，从转折点移动方向来看，MXC*FETS2的系数显著为正（4=1.809，p0.05），且 1*4-2*30，U 型曲线更为陡峭，即高管激励正向调节国有企业国际化程度与企业绩效之间的 U 型关系。上述结论在非国有企业中再次得到验证，加入高管薪酬激励这个调节变量之后，U 型曲线拐点左移，曲线更为陡峭，即高管薪酬激励正向调节非国有企业国际化程度与企业绩效之间的 U 型关系。综上所述，无论在国有企业还是非国有企业中，薪酬激励都可以正向调节国际化程度与企业绩效之间的 U 型关系。假设2 得到验证。3.股权激励对国际化程度与企业绩效的调节效应类似的，通过分层回归的方法验证股权激励对国际化程度与企业绩效之间的调节作用，回归结果如表 5 所示。在总样本中，加入高管股权激励这个调节变量之后，国际化程度与企业绩效的 U 型关系仍然成立。从转折点移动方向来看，GCB*FETS2的系数为正，并通过了 1%水平的显著性检验（4=4.047，p0.05），且 1*4-2*30，U 型曲线更为陡峭。假设 3 得到验证。将全部样本按照产权性质分为国有企业和非国有企业进行分组回归后，发现股权激励的调节作用存在差异。在非国有企业中，股权激励正向调节国际化程度与企业绩效间的关系的结论依然成立；但在国有企业中，股权激励与国际化程度的二次交互项（GCB*FETS2）的系数虽仍然为正，但没有通过显著性检验，即在国有企业中，高管股权激励对国际化程度与企业绩效之间的关系没有调节作用，假设3a、3b 通过验证。（三）稳健性检验为了确保本文实证结果的可靠性与准确性，本文进行如下稳健性检验：（1）替换被解释变量的指标。用总资产收益率（ROA）代替 TC 作为衡量企业绩效的指标，再次利用固定效应模型进行回归；（2）缩短时间长度。我国于 2013 年正式提出“一带一路”倡议，本文参考王雄元、卜落凡（2019）的做法，将本文的研究置于“一带一路”倡议的背景下，对 2013 年及之后的样本进行回归，所得结论与前文基本一致。Human Resources|人力资源MODERN BUSINESS现代商业82表5股权激励对国际化程度与企业绩效的调节效应变量TC全样本国企非国企（1）（2）（1）（2）（1）（2）FETS-1.337*-1.422*-2.437*-2.287*-1.067*-1.197*（0.313）（0.314）（0.628）（0.615）（0.335）（0.339）FETS21.279*1.359*3.092*2.926*0.900*1.025*（0.397）（0.397）（0.767）（0.753）（0.439）（0.439）GCB0.506*0.2810.183-0.0470.472*0.285（0.184）（0.192）（0.349）（0.378）（0.190）（0.205）GCB*FETS-2.477*-3.020*-2.003*（0.743）（1.530）（0.796）GCB*FETS24.047*4.9623.235*（1.617）（3.033）（1.833）GJZ10.4190.4450.7410.784*0.2730.285（0.282）（0.281）（0.455）（0.457）（0.298）（0.298）YSB-1.399*-1.402*-1.674-1.657-0.945-0.956（0.772）（0.774）（1.508）（1.498）（0.798）（0.801）AGE0.0770.0780.0620.0690.078*0.080*（0.054）（0.054）（0.077）（0.078）（0.046）（0.046）XP-1.169*-1.137*-0.442-0.453-1.456*-1.417*（0.547）（0.545）（1.325）（1.331）（0.492）（0.492）ZSIZE-0.714*-0.713*-0.705*-0.700*-0.700*-0.700*（0.044）（0.044）（0.074）（0.074）（0.047）（0.047）DSIZE0.0220.0220.0150.0160.0170.017（0.015）（0.015）（0.025）（0.025）（0.017）（0.017）QR-0.000-0.0000.0180.018-0.001-0.001（0.003）（0.003）（0.012）（0.012）（0.003）（0.003）常数项17.593*17.577*17.638*17.469*17.316*17.346*（1.077）（1.074）（1.748）（1.744）（1.130）（1.129）YEAR控制控制控制控制控制控制N12465124653726372687398739R20.4020.4030.4080.4100.3970.398F154.567142.22345.51241.729109.572101.047注：*p0.01，*p0.05，*p0.1，括号内为t值。五、结论与建议本文得出以下主要结论：总样本中，我国制造业上市公司国际化程度对企业绩效的影响表现为先抑制后促进的 U 型曲线关系，且高管薪酬激励与股权激励对两者之间的关系均具有正向的调节作用；在非国有企业中，薪酬激励与股权激励都可以正向调节国际化程度与企业绩效之间的关系；在国有企业中，薪酬激励可以正向调节两者间的关系，但股权激励不能发挥调节作用。基于以上结论，本文提出如下建议：一方面，企业应用长远的眼光看待国际化经营战略。国际化经营并不一定在短时间内就可以收获良好的绩效表现，在国际化的初期阶段，企业的国际化成本难以避免会对绩效产生消极影响，这时企业不能只注重一时的得失，需要不断创新和学习提高自身核心竞争力，逐步获得规模经济和范围经济效应，收获较高的国际化收益。另一方面，企业应建立科学的高管激励机制。企业在设计高管的激励机制时，应结合自身的实际情况设计合理的激励组合，兼顾对高管人员的短期激励和长期激励。对于非国有企业，既要善于利用薪酬激励，让高管及时感受到企业的绩效表现与个人利益息息相关，也要合理利用股权激励等长期激励手段将高管利益与企业长期发展水平相结合，避免高管的短视行为。对于国有企业，高管激励机制的重点可以是设计差异化的薪酬激励制度，激发高管人员的主观能动性。此外，国有企业应优化股权激励制度，适当提高国有企业高管的持股比例，在合理范围内简化股权激励审批的流程，提高股权激励实施的可行性和及时性，有效调动高管人员的积极性。参考文献：1 GrantRM.MultinationalityandperformanceamongBritish manufacturing companiesJ.Journal ofInternationalBusinessStudies，1987，18（3）：79-89.2 KatrishenFA，ScordisNA.Economiesofscaleinservices：AstudyofmultinationalinsurersJ.JournalofInternationalBusinessStudies，1998，29（2）：305-323.3Lu J W，Beamish P W.The internationalizationandperformanceofSMEsJ.Strategic ManagementJournal，2001，22（6-7）：565-586.4Brock D M，Yaffe T，Dembovsky M.Internationaldiversificationandperformance：AstudyofgloballawfirmsJ.JournalofInternationalManagement，2006，12（4）：473-489.5 吴晓波，周浩军.国际化战略、多元化战略与企业绩效J.科学学研究，2011，29（9）：1331-1341.6 李娟，马慧敏.集团公司国际化、行业多元化与企业绩效关系研究J.财会通讯，2017（24）：21-25.Financial View金融视线|MODERN BUSINESS现代商业83商业银行信贷反欺诈体系建设探究胡菲陈兴长沙银行股份有限公司湖南长沙410205摘要：随着商业银行金融服务数据化转型高速发展，电子银行、网络支付、互联网贷款等业务为客户带来了更加便捷的服务与体验，与此同时，数据化转型中信贷业务在其发展的过程中面临的欺诈风险日趋严峻。黑灰产、不法中介通过专业手段篡改客户设备数据、内外部信息数据、包装流水、工作单位等个人资料，电信诈骗、网络钓鱼、第三方泄漏、撞库攻击、“薅羊毛”、商户欺诈、多头借贷等各类欺诈行为快速蔓延，并呈现出产业化、组织化特点。一旦不法分子找到银行风控体系的突破口，往往在短时间内大量骗取银行资金，给银行造成数以亿计的巨大损失。商业银行互联网贷款管理暂行办法明确规定，“商业银行应当建立有效的反欺诈机制，实时监测欺诈行为，定期分析欺诈风险变化情况，不断完善反欺诈的模型审核规则和相关技术手段，防范冒充他人身份、恶意骗取银行贷款的行为，保障信贷资金安全”。在头部银行、互联网金融公司的互联网贷款风控体系中，欺诈风险防控已从操作风险防控剥离出来，成为至关重要的风险防控环节。面临着种类繁多的欺诈风险，商业银行出于保障客户资金安全和维护银行自身利益的客观需要，必须构建并不断完善自身的金融反欺诈体系。关键词：银行信贷；反欺诈；联防联控中图分类号：F832.4 文献识别码：A文章编号：1673-5889（2023）21-0083-05 7 段海艳.企业持续创新影响因素研究J.科技进步与对策，2017，34（15）：87-93.8 姜付秀，朱冰，王运通.国有企业的经理激励契约更不看重绩效吗?J.管理世界，2014（9）：143-159.9Lind J T，Mehlum H.With or without U?TheAppropriatetestforaUshapedrelationshipJ.OxfordBulletinofEconomicsandStatistics，2010，72（1）：109-118.10王雄元，卜落凡.国际出口贸易与企业创新基于“中欧班列”开通的准自然实验研究J.中国工业经济，2019（10）：80-98.作者简介：1.杨玉丹，浙江科技学院，在读研究生，研究方向为：国际贸易、财务管理、审计。2.朱灵通，浙江科技学院，教授，研究生导师，硕士，研究方向为：财务管理、审计。一、欺诈定义和欺诈产业链现状（一）欺诈定义根据中华人民共和国刑法第一百九十三条的规定，贷款诈骗罪是指以非法占有为目的，编造引进资金、项目等虚假理由、使用虚假的经济合同、使用虚假的证明文件、使用虚假的产权证明作担保、超出抵押物价值重复担保或者以其他方法，诈骗银行或者其他金融机构的贷款、数额较大的行为。对于商业银行来说，欺诈风险分类如下：（1）从欺诈的组织形式来看，分为团伙欺诈和单散欺诈。（2）从欺诈的媒介来看，可分为线上数字化形式和线下中介形式。（3）从欺诈主体看，主要分为第一方欺诈、第三方欺诈及第一方和第三方合谋欺诈。第一方欺诈指客户本人直接欺诈金融机构；第三方欺诈是指金融机构和客户借贷关系以外的一方实施对金融机构的欺诈。（4）从欺诈发生的场景上划分的话，分为申请反欺诈和交易反欺诈。申请反欺诈是在申请端的时候，通过提交材料造假等方式，比如在信贷审批时，通过提交造假材料来进行欺诈；交易反欺诈，更多地是在信用卡、借记卡、ATM 机等交易的过程中发生的欺诈行为。（二）欺诈市场现状1.产业链越来越成熟欺诈团伙有严密的组织，拥有着复杂精巧的产业链，在全球黑产网络中流转的交易额每天数以亿计，整体规模更难以估测。有数据表明：欺诈市场规模高达 1200 亿元，已成为中国第三大黑色产业，网络欺诈不法分子人数超过 300 万，我国个人