王海若：夏皮罗对模糊问题的语境主义解决方案 ４５ 性的定义，模糊语词的应用条件由外部因素和内部因素（以及语词意义）共同决定，所以任何涉及模糊谓 词的会话记录都必须包含相关的所有外部因素和所有内部因素。因此，一个这样的会话记录将不仅决定 所有清晰情形，还将决定所有边界情形。在这种情况下，假定 ａ是 Ｆ的一个边界情形，当会话群体就“ａ 是 Ｆ吗？”给出了一个答案时，除非此时会话群体就 Ｆ的外延进行了格式塔转变，否则会话记录就不会因 为录入这个答案而改变。这是因为，关于边界情形的状态原本就在会话记录中被决定了，会话群体的回 答最多使原本内隐的记录外显化了。但是，在外部确定性版本的会话记录中，由于边界情形的状态不会 在会话记录中被初始决定，所以会话群体关于边界情形的每一次回答都会改变会话记录。总而言之，根 据对确定性的广义理解，被决定的清晰情形和边界情形都是内外部因素作用于模糊谓词的结果；而根据 对确定性的狭义理解，被决定的清晰情形是外部因素作用于模糊谓词的结果，而被决定的边界情形是内 部因素本身。 夏皮罗对外部确定性的选择至少有 ３个原因。首先，弱容忍原则只能在外部确定性版本的会话记录 中被执行。由于建立性版本的会话记录将决定所有的清晰情形和边界情形，所以这样的会话记录也将决 定模糊谓词的精确边界，从而使得弱容忍原则失效。而由于外部确定性版本的会话记录仅决定所有的清 晰情形，所以不会决定模糊谓词的精确边界。因此，外部确定性版本的会话记录可以为会话者执行弱容 忍原则提供条件。 其次，外部确定性的背后直观与开放结构论题是一脉相承的。夏皮罗批评其他语境主义者对确定性 的广义使用是草率的，尤其是他们往往假定了一些富有争议的前提。比如，拉夫曼认为所有模糊语句的 真值条件都可以被相应的反事实条件句所刻画。对此，她需要假设“反事实都是良定义的，并且每个反事 实条件句都有独一无二的真值。特别地，一定存在一个事实关于：当就某个特定情形被提问时，主体在给 定心理状态中将如何回应”［２］６１。具体而言，拉夫曼预设了当外部语境固定时，以下两个等价关系成立： 在内部语境为 ｓ时一个对象 ａ属于一个模糊谓词 Ｆ的外延，当且仅当，假如一个说话者处于 ｓ中，那么她 将判断 ａ是 Ｆ；在内部语境为 ｓ时一个对象 ａ属于一个模糊谓词 Ｆ的反外延，当且仅当，假如一个说话者 处于 ｓ中，那么她将判断 ａ不是 Ｆ。然而，根据开放结构论题，胜任说话者可以自主决定模糊语句在边界 情形中的真值。因此，当就某个边界情形被提问时，胜任说话者在给定心理状态中将如何回应，这很可能 是不确定的。在这种情况下，相应的反事实条件句很可能没有独一无二的真值。总而言之，根据建立性 的定义，只有在外部语境和内部语境同时固定的情况下，模糊谓词才有确定的应用条件。这导致对于任 意模糊谓词而言，一个特定情形被决定当且仅当所有情形被决定。后者不仅违反弱容忍原则，还违反开 放结构论题。而根据外部确定性的定义，只要外部语境固定，模糊谓词就有确定的应用条件。此时，对于 任意模糊谓词，一个清晰情形被决定当且仅当所有的清晰情形被决定。除此之外，并非：如果所有清晰情 形被决定，那么所有边界情形被决定；并且并非：如果一个边界情形被决定，那么所有边界情形被决定。 因此，相比建立性，在外部确定性下，模糊谓词对清晰情形的应用条件与对边界情形的应用条件之间的关 系，以及模糊谓词对不同边界情形的应用条件之间的关系将更为独立。 最后，只有在外部确定性概念下，关于模糊谓词的实际推理的研究才是可行的。建立性假定，当内外 语境固定时模糊谓词有经典语义。然而，即使这个假设成立，关于模糊语句的实际推理也不可能遵循经 典逻辑。这是因为内部语境是极不稳定的，时刻处于变化之中，所以模糊谓词的外延也将随之快速变化。 除此之外，由于内部语境的改变通常不可被察觉，所以由内部语境的改变所导致的模糊谓词外延的改变

４６ ｈｔｔｐ：／／ｃｌｇｓｋ．ｑｋｓ．ｃｑｕｔ．ｅｄｕ．ｃｎ 一般也不可被察觉。夏皮罗把这个特点称作赫拉克利特问题（ａＨｅｒａｃｌｉｔｕｓｐｒｏｂｌｅｍ）［２］６２－６３，并认为：“在 我看来，在一段时间内保持外部语境不变是合理的，因为外部语境不会如此快速地改变，并且也不会在不 被注意的情况下改变。我认为，这是利用模糊谓词进行推理的正常背景，并且我对在这样的语境下的正 确推理形式感兴趣。”［２］６３ 五、结语 夏皮罗的语境主义思想深刻挑战了传统语义理论。通过在模糊谓词的语义中系统性地嵌入语境因 素，夏皮罗区分了确定真与真、意义与外延。夏皮罗认为对连锁悖论的解决与模糊谓词的意义（或者内 涵）无关，而是关乎模糊谓词的外延。值得注意的是，如果遵循夏皮罗对确定性的狭义理解，外部因素的 固定对模糊谓词具有应用条件而言是必须的。比如，说小王不是高个子，是指相对于职业篮球运动员而 言小王不是高个子。除此之外，对外部因素的察觉对于胜任说话者进行判断而言也是必须的。试想，如 果一个说话者在没有察觉到对比类是职业篮球运动员的情况下判断小王不是高个子，那么这个说话者就 是不胜任的。综上所述，模糊谓词的意义独立于胜任说话者的判断，而模糊谓词的外延（部分）依赖于胜 任说话者的判断。具体而言，胜任说话者对模糊谓词的使用在清晰情形区域与在边界情形区域受到两套 不同语义规则的指导和约束。在清晰情形区域，由于模糊谓词的意义以及外部语境决定一个对象是否落 入这个模糊概念中，所以胜任说话者在作出判断时需要追踪对象被决定的状态。而在边界情形区域，在 不违背模糊谓词意义的前提下，一个对象是否落入一个模糊概念中由胜任说话者自主决定。 夏皮罗认为，一旦涉及模糊谓词，语用、语义与逻辑这三者就会紧密地联系在一起。虽然夏皮罗把容 忍性看作模糊谓词意义的一部分，但是他所捍卫的是一个只有在会话记录中才成立的弱容忍原则。与此 同时，在夏皮罗的方案中失效的容忍原则是一个语用版本的容忍原则：令 ａ和 ｂ是模糊谓词 Ｆ的一个连 锁序列中的相邻对象，如果会话群体判断 ａ是 Ｆ，那么会话群体也会判断 ｂ是 Ｆ。为什么我们会如此倾向 于接受这个容忍原则？语境主义者给出的回答一般是：我们在使用模糊谓词时，往往会忽略模糊语句的 真值条件中的语境成分。特别地，即使我们可以通过反思察觉到所有的外部因素，也无法利用反思知晓 所有的内部因素。事实上，有一种微妙的平衡出现在所有语境主义框架下的语义方案中：一方面，我们作 为相关的胜任说话者，需要察觉到语句的真值条件所依赖的语境因素，从而获得真值指派的资格；另一方 面，在有些情况下，语句的真值条件所包含的一些语境因素被隐藏了起来，这使得我们几乎不可能对其完 全察觉。在夏皮罗的语境主义方案中，这一平衡是依靠外部确定性概念来维持的。除此之外，外部确定 性版本的会话记录也在某种程度上体现了模糊性现象中的现实因素。如果说话者要同时对一个连锁序 列中的所有对象进行判断，那么他将不得不违背容忍性。然而，在现实中，说话者无法在短时间内对连锁 序列中的所有对象作出判断。这种现实因素捍卫了我们的容忍直观。 夏皮罗通过考察强行军中的语用现象来建构模糊谓词的语义理论。然而，基夫（Ｋｅｅｆｅ）质疑强行军 是一类特殊的语用情形，不具有一般性［８］。不仅如此，基夫还对判断依赖原则提出了质疑，她认为，由于 说话者在强行军中对边界情形的判断很可能是被迫做出的，所以这样的判断没有语义价值。除此之外， 拉夫曼也认为，由于说话者对模糊谓词的实际使用可能会出错，所以对模糊谓词语义的研究不能过于依 赖模糊谓词的实际语 用。 然 而，究 竟 什 么 才 是 正 确 的 语 用，对 这 个 问 题 的 回 答 又 容 易 陷 入 到 循 环 论 证 之中。

王海若：夏皮罗对模糊问题的语境主义解决方案 ４７ 参考文献： ［１］　ＭＣＧＥＥＶ，ＭＣＬＡＵＧＨＬＩＮ Ｂ．Ｄｉｓｔｉｎｃｔｉｏｎｓｗｉｔｈｏｕｔａｄｉｆｆｅｒｅｎｃｅ［Ｊ］．ＳｏｕｔｈｅｒｎＪｏｕｒｎａｌｏｆＰｈｉｌｏｓｏｐｈｙ，１９９４，３３（Ｓ１）： ２０３－２５１． ［２］　ＳＨＡＰＩＲＯＳ．Ｖａｇｕｅｎｅｓｓａｎｄｃｏｎｖｅｒｓａｔｉｏｎ［Ｃ］／／ＢＥＡＬＬＪ．Ｌｉａｒｓａｎｄｈｅａｐｓ：Ｎｅｗｅｓｓａｙｓｏｎｐａｒａｄｏｘ．Ｏｘｆｏｒｄ：ＯｘｆｏｒｄＵｎｉｖｅｒｓｉｔｙ Ｐｒｅｓｓ，２００３． ［３］　ＷＲＩＧＨＴＣ．Ｔｒｕｔｈａｎｄｏｂｊｅｃｔｉｖｉｔｙ［Ｍ］．Ｃａｍｂｒｉｄｇｅ：ＨａｒｖａｒｄＵｎｉｖｅｒｓｉｔｙＰｒｅｓｓ，１９９２． ［４］　ＷＲＩＧＨＴＣ．Ｌａｎｇｕａｇｅｍａｓｔｅｒｙａｎｄｔｈｅｓｏｒｉｔｅｓｐａｒａｄｏｘ［Ｃ］／／ＥＶＡＮＳＧ，ＭｃＤＯＷＥＬＬＪ．Ｔｒｕｔｈａｎｄｍｅａｎｉｎｇ：Ｅｓｓａｙｓｉｎｓｅ ｍａｎｔｉｃｓ．Ｏｘｆｏｒｄ：ＯｘｆｏｒｄＵｎｉｖｅｒｓｉｔｙＰｒｅｓｓ，１９７６． ［５］　ＰＲＥＩＳＴＧ．Ａ ｓｉｔｅｆｏｒＳｏｒｉｔｅｓ［Ｇ］／／ＢＥＡＬＬ Ｊ．Ｌｉａｒｓａｎｄ ｈｅａｐｓ：Ｎｅｗ ｅｓｓａｙｓｏｎ ｐａｒａｄｏｘ．Ｏｘｆｏｒｄ：Ｏｘｆｏｒｄ Ｕｎｉｖｅｒｓｉｔｙ Ｐｒｅｓｓ，２００３． ［６］　ＲＡＦＦＭＡＮＤ．Ｖａｇｕｅｎｅｓｓｗｉｔｈｏｕｔｐａｒａｄｏｘ［Ｊ］．ＰｈｉｌｏｓｏｐｈｉｃａｌＲｅｖｉｅｗ，１９９４，１０３：４１－７４． ［７］　ＲＡＦＦＭＡＮＤ．Ｖａｇｕｅｎｅｓｓａｎｄｃｏｎｔｅｘｔｒｅｌａｔｉｖｉｔｙ［Ｊ］．Ｐｈｉｌｏｓｏｐｈｉｃａｌｓｔｕｄｉｅｓ，１９９６，８１：１７５－９２． ［８］　ＫＥＥＦＥＲ．Ｃｏｎｔｅｘｔ，ｖａｇｕｅｎｅｓｓ，ａｎｄｔｈｅＳｏｒｉｔｅｓ：ＣｏｍｍｅｎｔｓｏｎＳｈａｐｉｒｏ［Ｇ］／／ＢＥＡＬＬＪ．Ｌｉａｒｓａｎｄｈｅａｐｓ：Ｎｅｗｅｓｓａｙｓｏｎｐａｒａ ｄｏｘ．Ｏｘｆｏｒｄ：ＯｘｆｏｒｄＵｎｉｖｅｒｓｉｔｙＰｒｅｓｓ，２００３． Ｓｈａｐｉｒｏ’ｃｏｎｔｅｘｔｕａｌｉｓｔｓｏｌｕｔｉｏｎｔｏｔｈｅｐｒｏｂｌｅｍｓｏｆｖａｇｕｅｎｅｓｓ ＷＡＮＧＨａｉｒｕｏ （ＩｎｓｔｉｔｕｔｅｏｆＰｈｉｌｏｓｏｐｈｙ，ＣｈｉｎｅｓｅＡｃａｄｅｍｙｏｆＳｏｃｉａｌＳｃｉｅｎｃｅｓ，Ｂｅｉｊｉｎｇ１０００１０，Ｃｈｉｎａ） 　　Ａｂｓｔｒａｃｔ：Ｃｏｎｔｅｘｔｕａｌｉｓｍ ｉｓａｎａｐｐｒｏａｃｈｔｏｔｈｅｐｒｏｂｌｅｍｓｏｆｖａｇｕｅｎｅｓｓ．Ｓｈａｐｉｒｏ’ｓｃｏｎｔｅｘｔｕａｌｉｓｔｉｃｗｏｒｋｉｓａ ｐａｒａｄｉｇｍａｔｉｃｏｎｅ，Ｈｅｓｕｂｍｉｔｓｔｈａｔｔｈｅｐｒｏｂｌｅｍｓｏｆｖａｇｕｅｎｅｓｓｒｏｏｔｉｎｔｈｅｆａｃｔｔｈａｔｓｏｍｅｔｉｍｅｓｔｈｅａｐｐｌｉｃａｔｉｏｎ ｃｏｎｄｉｔｉｏｎｏｆａｖａｇｕｅｐｒｅｄｉｃａｔｅｃａｎｎｏｔｄｅｔｅｒｍｉｎｅｗｈｅｔｈｅｒａｎｏｂｊｅｃｔｆａｌｌｉｎｉｔｓｃａｔｅｇｏｒｙｏｒｎｏｔ．Ｐｕｔｔｉｎｇｉｔａｓａ ｍｏｔｉｖａｔｉｏｎ，Ｓｈａｐｉｒｏｐｒｏｐｏｓｅｓｔｈｅｏｐｅｎｔｅｘｔｕｒｅｔｈｅｓｉｓ，ｔｈｅｊｕｄｇｍｅｎｔｄｅｐｅｎｄｅｎｔｐｒｉｎｃｉｐｌｅａｎｄｔｈｅｅｄｅｔｅｒｍｉｎａｃｙ ｖｅｒｓｉｏｎｏｆｃｏｎｖｅｒｓａｔｉｏｎａｌｒｅｃｏｒｄ．Ｕｎｄｅｒｔｈｅｆｏｒｍｅｒｔｗｏｃｏｎｄｉｔｉｏｎｓ，ｗｈｅｔｈｅｒａｂｏｒｄｅｒｌｉｎｅｃａｓｅｆａｌｌｓｉｎｔｈｅｒｅｌｅｖａｎｔ ｃａｔｅｇｏｒｙｏｒｎｏｔｄｅｐｅｎｄｓｏｎｔｈｅａｕｔｏｎｏｍｏｕｓｊｕｄｇｍｅｎｔｓｏｆｒｅｌｅｖａｎｔｃｏｍｐｅｔｅｎｔｓｐｅａｋｅｒｓ．Ａｎｄｂｙｃｏｎｃｅｐｔｕａｌｉｚｉｎｇ ｔｈｅｅｄｅｔｅｒｍｉｎａｃｙｖｅｒｓｉｏｎｏｆｃｏｎｖｅｒｓａｔｉｏｎａｌｒｅｃｏｒｄ，ｃｏｍｐｅｔｅｎｔｓｐｅａｋｅｒｓ’ ｊｕｄｇｍｅｎｔｓｏｎｂｏｒｄｅｒｌｉｎｅｃａｓｅｓａｒｅ ｄｙｎａｍｉｃ，ａｎｄｏｂｅｙｔｈｅｗｅａｋｔｏｌｅｒａｎｃｅｐｒｉｎｃｉｐｌｅ．Ｂｙｔｈｅａｂｏｖｅｓｐｅｃｉａｌｓｅｍａｎｔｉｃｐｒｏｐｅｒｔｉｅｓｏｆｔｈｅａｐｐｌｉｃａｔｉｏｎ ｃｏｎｄｉｔｉｏｎｓｏｆｖａｇｕｅｐｒｅｄｉｃａｔｅｓｉｎｂｏｒｄｅｒｌｉｎｅｃａｓｅｓ，Ｓｈａｐｉｒｏｄｉｓｓｏｌｖｅｓｔｈｅｓｏｒｉｔｅｓｐａｒａｄｏｘｏｎ ｔｈｅｂａｓｉｓｏｆ ｄｅｆｅｎｄｉｎｇｔｈｅｔｏｌｅｒａｎｃｅｏｆｖａｇｕｅｐｒｅｄｉｃａｔｅｓ． Ｋｅｙｗｏｒｄｓ：ｖａｇｕｅｎｅｓｓ；ｃｏｎｔｅｘｔｕａｌｉｓｍ；ｔｏｌｅｒａｎｃｅ；ｃｏｎｖｅｒｓａｔｉｏｎａｌｒｅｃｏｒｄ；ｏｐｅｎｔｅｘｔｕｒｅｔｈｅｓｉｓ （责任编辑　张佑法）

ＪｏｕｒｎａｌｏｆＣｈｏｎｇｑｉｎｇＵｎｉｖｅｒｓｉｔｙｏｆＴｅｃｈｎｏｌｏｇｙ（ＳｏｃｉａｌＳｃｉｅｎｃｅ） ２０２１年第 ３５卷第 １１期 Ｖｏｌ．３５　Ｎｏ．１１　２０２１ ｄｏｉ：１０．３９６９／ｊ．ｉｓｓｎ．１６７４－８４２５（ｓ）．２０２１．１１．００６ 逻辑与科学方法论 西方真之理论的三次转向 邓彦昌 （云南师范大学 马克思主义学院，云南 昆明　６５０５００） 　　摘要：自 ２０世纪以来，西方关于真之理论的观点大概出现了三次转向：第一次出现在 ２０世纪初期， 伴随着哲学领域的本体论转向而出现。这一时期，真出现在形而上学、逻辑哲学和语言哲学等哲学理论 中，真与判断理论相互联系，真成为哲学约定的副产品。第二次出现在 ２０世纪中期，伴随着哲学领域的 语言学转向而出现。这一时期，关于真之理论的讨论主要围绕真谓词的使用和意义来展开。第三次出现 在 ２０世纪 ７０年代。这一时期，对“何为真之本质？”这一问题的讨论尤为激烈，并且对“真”的讨论不再 关注语言分析的方法，而是关 注 “真 的 ”一 词 的 日 常 表 现，关 于 真 之 理 论 的 讨 论 出 现 了 前 所 未 有 的 多 样 性。在当代，真之理论根据哲学研究主题的不同而有各自不同的特点，总体而言，当代真之理论的研究呈 现出“多元化”的发展趋势。 关键词：真之理论；三次转向；多元化 　　中图分类号：Ｂ８１　　　　文献标识码：Ａ 文章编号：１６７４－８４２５（２０２１）１１－００４８－１０ 　　真之理论的研究，自亚里士多德以来就一直受到哲学家和逻辑学家的关注，当前也是逻辑哲学研究 的主要问题之一。在哲学发展的不同时期，逻辑学家和哲学家们对“真”的定义给出了不同的答案，如符 合论、融贯论、实用主义真理观、冗余论、紧缩论等。在逻辑学里，“真”是判断逻辑推理有效性、可靠性和 必然性的一个可靠依据。在整个西方哲学中，“真”一直是西方哲学的核心主题之一，正如帕斯卡·恩格 尔（ＰａｓｃａｌＥｎｇｅｌ）认为的一样：“真是一个核心的哲学概念，或许也是唯一的核心概念。许多其他重要的 哲学概念或依赖于它或与它紧密联系……”［１］１不论“真”是不是第一哲学问题，但如果我们在哲学研究 中，不能正确地掌握它，那么我们也不能正确地掌握其他的哲学核心概念。在逻辑学中，求真是逻辑学追 求的终极目标，形式逻辑学家关心高技术的“真”的研究，而哲学家更关注与哲学相关的“真”的问题的研 究。诸如，真是否有本质、真与实在论与反实在论的关系问题，以及真的本质与意义理论是否关联等问题 都是逻辑哲学所关注的问题。 收稿日期：２０２０－０７－０２ 基金项目：国家社会科学基金重大项目“逻辑真理论的历史源流、理论前沿与应用研究”（１７ＺＤＡ０２５）；云南省哲学社会 科学规划青年项目（省社科研究基地项目）“外延主义视角下亚里士多德的逻辑哲学研究”（ＱＮ２０２００５） 作者简介：邓彦昌，讲师，哲学博士，主要从事逻辑哲学和逻辑史研究。 本文引用格式：邓彦昌．西方真之理论的三次转向［Ｊ］．重庆理工大学学报（社会科学），２０２１（１１）：４８－５７． Ｃｉｔａｔｉｏｎｆｏｒｍａｔ：ＤＥＮＧＹａｎｃｈａｎｇ．Ｔｈｒｅｅｔｕｒｎｓｏｆｔｈｅｏｒｙｏｆｔｒｕｔｈｉｎｗｅｓｔｅｒｎｃｏｕｎｔｒｉｅｓ［Ｊ］．ＪｏｕｒｎａｌｏｆＣｈｏｎｇｑｉｎｇＵｎｉｖｅｒｓｉｔｙｏｆＴｅｃｈｎｏｌｏｇｙ（Ｓｏｃｉａｌ Ｓｃｉｅｎｃｅ），２０２１（１１）：４８－５７．

邓彦昌：西方真之理论的三次转向 ４９ 一、本体论转向：真成为哲学约定的副产品 １９世纪末 ２０世纪初，随着在哲学领域出现本体论转向，在真之理论领域也相应地出现了本体论转 向。这一时期，真之理论研究的典型特点是真作为哲学约定的副产品。这一时期主要的真之理论类型主 要有：真之原始主义、真之融贯论、真之符合论、真之实用论和真之冗余论等。 １９世纪末 ２０世纪初，摩尔（Ｍｏｏｒｅ）和罗素（Ｒｕｓｓｅｌｌ）等人主张一种原始主义（Ｐｒｉｍｉｔｉｖｉｓｍ）真之理论， 他们主张“真是命题基本的、不可定义的、不可还原的属性”［２］２３０，意义不能从所意谓的世界的真实事物中 抽象出来，坚持意义是概念，真与假是命题最基本的属性。罗素跟随摩尔，主张命题及其组成部分是统一 体的观点，认为真是命题一个不可分解的属性：真命题正好有它，假命题正好缺乏它［３］。有意思的是，２０ 世纪晚期，真之同一论者主张真在于真之载体与真之制造者之间的同一性的观点同真之原始主义极为相 似。但是，对于真之原始主义来说，对所有命题都给予同一性的解释是难以实现的，并且通过命题的诸要 素得出的同一性对于命题的真假来说也是无区别的，因此不得不诉诸于真的进一步的属性。 ２０世纪早期，布兰夏尔德（Ｂｌａｎｓｈａｒｄ）、布拉德利（Ｂｒａｄｌｅｙ）和约阿希姆（Ｊｏａｃｈｉｍ）等人主张的真之融 贯论是摩尔和罗素反对的真之理论形式。布拉德利把逻辑看作是对形而上学的不充分解决，他认为逻辑 需要一种符合论。但是，他反对符合论，反对逻辑既能形式地又能充分地表现推理的观点。他自己对真 的解释通过反对符合论而实现，他称这为“复制”理论。他的“复制”理论核心观点可以归结为：（１）我们 只能复制现在的判断，关于过去和未来的判断不是复制的结果；（２）事实本身被复制作为我们假设的真， 而事实本身却被看作是假理论的虚幻产物；（３）对于那些分离的、否定的和假设的判断我们不能把它们 全部看作是假的，也不能把它们归属于符合于我们的真，也不能是普遍的、抽象的真；（４）反对“真外在于 知识”和“知识外在于实在”这两个观点［４］１０７－１１１。但是，最终布拉德利受反实在论的影响而转向真之实用 论，因为在他看来，真是不能超越现实的。布兰夏尔德和约阿希姆对真之融贯论几乎持有相同的观点，他 们赞同布拉德利“复制”理论的部分观点，认为真的本质在于融贯。并且他们也赞同布拉德利信念真正 的融贯系统将与实在同一的观点，并且一个融贯的信念集必须不仅是一致的，而且要形成一个统一的解 释系统，这明显带有奎因整体论的色彩。 ２０世纪初，以罗素和维特根斯坦为代表的一些哲学家支持真之符合论的观点。罗素认为一个真判 断所对应的复杂对象是这个理论呈现出来的相对独立于那个判断本身的东西。罗素在他的逻辑原子主 义中认为，假判断和实际上真之符合论的可能性在于构成某个判断的实在对象和这个判断的组成部分之 间存在某种不同。维特根斯坦批评了罗素的这个判断理论，但是，在《逻辑哲学论》中，他支持真之符合 论，而对命题及真的解释又采取了区别于罗素的方式，在一定程度上解决了一直困扰罗素的问题。维特 根斯坦认为，命题的成分是名称，而不是罗素所说的对象，但是维特根斯坦承认对象是命题的真值承担 者，并且承认命题是统一的。此外，维特根斯坦对真之制造事实有一个统一的融贯的解释，也就是说，他 给出命题统一体本身一个融贯的解释。随着命题统一体问题的解决，我们能够给包含在真中的那种符合 论本质一个确切的解释。 自 ２０世纪初期以来，以皮尔士（Ｐｅｉｒｃｅ）、杜威（Ｄｅｗｅｙ）和詹姆士（Ｊａｍｅｓ）为首的实用主义者坚持皮尔 士的实用主义格言：“考虑到那些有效的，可以料想是有实用意义的，我们认为对象是我们的概念所拥有 的，那么我们这些有效的概念就是我们这个对象的概念的全部。”［５］２５８他们反对符合论者把真和假看作是 外在于实在的东西，并且反对有确定的思想结构这种理论和实在可能是同一的理论。他们关于真之理论

５０ ｈｔｔｐ：／／ｃｌｇｓｋ．ｑｋｓ．ｃｑｕｔ．ｅｄｕ．ｃｎ 的观点是通过判断理论来实现的。皮尔士把实用主义的格言直接使用到真概念上，认为真是通过怀疑而 无懈可击的真信念，探究目的的尽头是怀疑的终止，达到真信念集被证实。詹姆士和杜威则更倾向于把 真等同于证实［６］。詹姆 士 把 真 概 念 看 作 是 那 些 能 被 我 们 同 化、能 生 效、能 确 证 的 东 西，假 命 题 则 与 之 相反。 弗兰克·拉姆塞（ＦｒａｎｋＲａｍｓｅｙ）继承和发展了实用主义者关于“真”概念的观点，真被看出信念的一 种有用属性，而真本身也成为一个有用的概念。此外，拉姆塞还赞同罗素“一个判断必须包括与许多对象 多样地联系着的有思维的存在”的观点和维特根斯坦“Ａ判断 Ｐ确实具有‘Ｐ’表明‘Ｐ’的形式”的观点。 但是，拉姆塞得出的结论却是一种成功的语义学———一个信念有 Ｐ当且仅当 Ｐ所包含的内容将导致我们 基于那个信念与一些愿望相结合而履行的行动的成功［７］１４３。因此，拉姆塞认为，只要我们有了对判断的 分析，那么我们就没有更深层次的真之问题需要解决的真之冗余论的观点。 综上所述，我们能够看到：无论是真之原始主义的“真是命题一个不可分解的属性”，真之融贯论“真 正的融贯系统将与实在同一”；还是真之符合论“给真之符合论本质一个确切的解释”，真之实用主义的 “真等同于证实”的观点，很明显都带有浓厚的本体论色彩。 二、语言学转向：真之功用与意义 ２０世纪中期以后，伴随哲学领域的研究由本体论转向语言学，判断理论也逐渐发展成熟并可以规定 相应的术语。当基于此的真之理论也能够被解释的时候，拉姆塞的冗余论把信念的语义问题与真之本质 问题相分离开来。因此，真之理论的发展在“语言学转向”之后仍然坚持拉姆塞把信念的语义问题与真 之本质问题相分离开来的基本方法论。虽然真之理论领域的语言学转向没有使真之理论究竟研究什么 问题这一难题得到解决，但是真之理论研究的语言学转向使我们对真之理论的焦点转变为关注真谓词的 使用及其意义。这一时期，对真之理论研究的共同点是对语义学的关注：“几乎总有一个理论家的语义学 概念主导了其研究真的框架。”［２］２５这一时期，占主导的真之理论研究主要受被维特根斯坦《逻辑哲学论》 影响的逻辑经验主义和被塔斯基影响的逻辑经验主义的影响。有代表的真之理论类型主要有：真之逻辑 经验主义、塔斯基的真之语义学和奎因的真之去引号主义等。 艾耶尔（Ａｙｅｒ）、卡尔纳普（Ｃａｒｎａｐ）、纽拉特（Ｎｅｕｒａｔｈ）和石里克（Ｓｃｈｌｉｃｋ）等维也纳学派的逻辑经验主 义者深受维特根斯坦的《逻辑哲学论》的影响，他们在实用主义的方法论意义上来解释维特根斯坦的语 言形式概念，坚持维特根斯坦的外延性论点———唯一有意义的命题是原子命题或由它们的真值条件构成 的那些命题。他们进一步提出唯一有意义的陈述是那些可证实的陈述的观点。此外，他们也继承了维特 根斯坦的图像论和有意义的证实主义标准———推出逻辑真或分析的真是无意义的观点。由此导致逻辑 经验者很难形成一个统一的真概念。大部分逻辑经验主义者把“真”看作是与“证实”这一概念相关联 的，他们对真之理论的主要观点是：要么把真看作一个形而上学的伪概念而加以拒斥，要么通过证实的方 式来支持真之融贯论。同时，他们也认为，真不是一个令人满意的语义概念。对这样的一个语义概念必 须获得其经验上的证据和描述，其对一种科学语言句子之间的关系是有用的。因此，我们从他们的这一 观点中嚼出了经验主义者的真概念有实证主义的味道。 石里克的真之理论暗含着一种形而上学的色彩。石里克想寻求事实、语言和世界之间的语义关系， 他支持基础主义的真之符合论的观点，他通过比较命题和事实来看一个命题是否为真。卡尔纳普和纽拉 特先赞同石里克的基础主义的真之符合论的观点，后来在杜恒（Ｄｕｈｅｍ）和彭加勒（Ｐｏｉｎｃａｒé）的影响下接

邓彦昌：西方真之理论的三次转向 ５１ 受证实的整体论的观点，转而支持证实的真之融贯论，但是他们也并没有致力于真之融贯论。纽拉特通 过用证实的定义代替真概念的日常用法，从而使证实的融贯论走向真正的真之融贯论，他的真之融贯论 的证实性和整体性特征使得他成为了一个实用主义者。卡尔纳普认为，一些句子的真、分析的真都仅仅 通过观察它们的句法属性就能发现，并且认为在逻辑中不需要真谓词。因此，他好像支持“真不能被语法 地定义”的观点。从这一点来看，他好像支持拉姆塞意义上的冗余论［８］５３。艾耶尔和亨佩尔（Ｈｅｍｐｅｌ）等 人根据卡尔纳普的证实融贯论把石里克看作是真之融贯论者。艾耶尔追随拉姆塞的真之冗余论，认为不 存在任何真理问题，对真的正确分析揭示出不存在能够怀疑其本质的真的属性问题［９］８９。因此，逻辑经验 主义者提出了很多有价值的真之理论观点，可惜这些关于“真”的观点没有被普遍采用。而塔斯基提出 的真之语义学概念，和在此基础上提出的紧缩的真之理论能给逻辑经验主义者一个合理的解释。 塔斯基的真之语义学概念在一定程度上相当于拉姆塞紧缩的真之理论，但是，也有学者把他解释为 真之符合论的一个观点。毫无疑问，塔斯基的真之语义学已成为当代西方真之理论的一个主流观点，时 至今日，依然为我们提供了一个如何定义“真句子”的恰当标准。 塔斯基放弃了为日常语言、自然语言提供真谓词的定义的打算，而改为为形式语言提供一个真谓词 的定义，或提供一个定义真谓词的方法。并且，塔斯基只对为形式语言定义“真句子”这一术语感兴趣， 而对任何使用到命题或信念中的真概念不感兴趣。因此，他提出了定义真谓词的实质上充分的条件，约 定 Ｔ。约定 Ｔ断言真谓词的任何一个充分定义“Ｔ”必须蕴涵 Ｔ图式（Ｔ）的所有实例： （Ｔ）Ｘ是 Ｔ当且仅当 ｐ 当它意味着明显的相关的图式（ＴＳ）区分真句子的时候，是对“真”充分定义的一个明显合理的限制： （ＴＳ）Ｘ是一个真句子当且仅当 Ｐ 根据塔斯基的观点，如果“Ｔ”的定义蕴含所有（Ｔ）的实例，那么，“Ｔ”至少一定程度上是实质上等价 于“真句子”。事实上，这说明了句子的真属性与句子的判断本身是等价的。在塔斯基看来，这只是关于 特定真概念的一个充分条件，换句话说就是语义学概念。正如塔斯基自己所说的一样：“一个真句子是认 为事态是如此这般，而且事态确实是如此这般的句子。”［１０］１５５因此，他进一步认为，这类陈述是对他所谓 “真之经典概念（‘真———与现实相符合’）的必要的详细阐述”［１０］１５３。 正如塔斯基的真之语义学 被 看 作 一 种 形 式 的 真 之 符 合 论 一 样，奥 斯 汀 （Ａｕｓｔｉｎ）和 斯 特 劳 森 （Ｓｔｒａｗ ｓｏｎ）对符合论和冗余论的争论逐渐演化为意义理论是否可以被合理地考虑为真之理论的一部分？奥斯 汀坚持符合关系是绝对地、纯粹地约定的［１１］１５４。对于奥斯汀来说，对语言的分析仅仅是形而上学问题的 关键，真之理论应该在我们对“真”的日常使用的分析中体现出来：“我们在开始处理‘真’的上限和种类 的时候：我们问自己，真是否是一种实体……或一种性质……或一种关系。但是，哲学家们应该接受某些 更接近于他们自己的东西来考虑。我们需要讨论的正是‘真’这个词的使用或某种使用。”［１１］　１４９也就是 我们说真之载体是真的就是有一些约定决定了真之载体意味着 ｐ，而它是事实 ｐ。因此，奥斯汀给出了一 个定义真的办法：通过指示的约定与陈述相互关联的历史事态来认定一个陈述是真的［１１］１５２。根据奥斯 汀的说法，陈述指向的总是实在的、真实的事态，虚假的陈述仅仅断言它们是一种它们不是的事态。 斯特劳森拒绝奥斯汀对符合关系以及语言约定、真之载体、真之制造者的说明，赞同拉姆塞的冗余论 观点并且拥护拉姆塞对真之本质的探求方法。他明确地表达了紧缩论的主题：使真之理论变成知识、心 灵或意义等的一部分。他认为，只有当真的事物被表达式在语词中以其他方式被表现出来的时候，词与 物之间就获 得 了 某 种 类 型 的 约 定 关 系，否 则 我 们 就 不 是 真 正 地，或 者 不 是 彻 底 地 理 解 “是 真 的”的

５２ ｈｔｔｐ：／／ｃｌｇｓｋ．ｑｋｓ．ｃｑｕｔ．ｅｄｕ．ｃｎ 意思 。［１２］２３３ 奎因的去引号理论也许是另一个拉姆塞意义上的冗余论。奎因赞同约阿希姆和布兰夏尔德意义上 的融贯论，认为只有整个理论能够与实在相符。他的真之理论的观点是由他对语义概念的怀疑形成的， 他主张关于真，没有客观的、语言句间的同义词这样的东西，只有比较属于相同语言的表达式的意义这样 的观点。奎因反对分析的和综合的真这样的观点，而坚持证实的整体论。他认为，真是“内在的”，真谓 词只能被有意义地使用到说话者自己语言中的句子里，并断言真是去引号的———一个句子的真属性仅仅 取消了引号的作用，也就是说，我们用引号来形成一个句子的名称。这样一来，在拉姆塞的意义上来看， 在简单的语境中真谓词就是冗余的，在塔斯基的 Ｔ图式中，奎因的去引号图式可以表示为： （ＤＳ）“Ｐ”是真的当且仅当 Ｐ 相比较而言，塔斯基的 Ｔ图式允许句子有任意一个名称，而奎因的去引号图式只要求通过增加引号 的方式来形成名称。按照奎因的观点，“真的”的去引号功能就允许我们去做一个技术的、语义的上升来 谈论句子，虽然仍然是在谈论这个世界。 三、“日常”转向：何为真之本质？ 自 ２０世纪 ７０年代以来，对真之理论的研究，哲学家们不再青睐于语言学方法，而是关注对“何为真 之本质？”这一问题的追问，哲学家们进而关注“真的”一词的日常表现。这一时期，大多数哲学家都宣称 他们对真之理论的研究都是对塔斯基形式上的真定义的回应与发展，对“何为真之本质？”这一问题的回 答表现出前所未有的多样性。表面上来看，这一时期的真之理论的类型都表现出对已有的真之理论的继 承和发展，但是这些观点与已有的真之理论之间又表现出难以想象的差异。这一时期的真之理论的特点 是为真之理论提供一个间接的、融贯的描述变得比任何时候都更为艰难，因为这一时期的真之理论的研 究呈现出了前所未有的多样性和多元性。这一时期有代表性的真之理论类型主要有：菲尔德的没有事实 的符合论、真之代语句理论、极小的符合论、没有紧缩的紧缩论、真之同一论和新实用主义的真之理论等。 ２０世纪 ７０年代，哈特里·菲尔德（ＨａｒｔｒｙＦｉｅｌｄ）意识到把符合论从诉诸事实中解放出来的可能性， 提出了没有事实的真之符合论的观点。他指出塔斯基的真之理论没有满足两个表面上合理的限制：（１） 塔斯基的“真句子”没有抓住“真”的意义；（２）由于塔斯基真定义的语言相对性，因此他不能提供一个没 有语义术语的真定义，进一步说就是，塔斯基没有给出一个物理主义上可接受的真之本质的解释［１３］１５－２２。 对此，菲尔德提出了一个令人满意的物理主义的真之理论，他使用塔斯基的“真句子”成功地去定义指示 术语中的真，给出一个物理主义者可接受的真之理论。菲尔德认为，这一理论是符合论的一个类型，它恢 复了对“真的”一词的传统的直觉解释。但是，将菲尔德的这一理论使用到自然语言结构的许多类型中 还是面临难以想象的困难。 以亚瑟·普莱尔（ＡｒｔｈｕｒＰｒｉｏｒ）、Ｃ·Ｊ·Ｆ·威廉姆斯（Ｗｉｌｌｉａｍｓ）、多萝西·格罗弗（ＤｏｒｏｔｈｙＧｒｏｖｅｒ）等 为代表的真之代语句论者坚持一种极端的冗余论，他们坚持真根本不是一种属性。普莱尔的追随者Ｃ．Ｊ． Ｆ．威廉姆斯坚持极端的冗余论，他认为仅仅借助“真”来解释惯用语“……符合事实”。因为事实和命题 都出于图像，因此“真”不仅是可取消的，甚至他坚持“真”根本不是一个谓词的看法。普莱尔和格罗弗认 为“……是真的”不应该被当作一个谓语，并且包含“真的”的句子与不包含“真的”的句子是等价的，包含 “真的”的结构发挥着有用的功能。在这个意义上，他们也并没有把“真的”完全看作冗余的。因此，我们 可以称普莱尔和格罗弗意义上的冗余论为没有冗余的冗余论。

邓彦昌：西方真之理论的三次转向 ５３ 普莱尔坚持命题是“逻辑结构”的观点，并且认为信念的属性不是关于命题的［１４］８。在此基础上，他 提出强拉姆塞式的紧缩论———“ｐ”和“命题 ｐ是真的”在内涵上是等价的。从表面上看，普莱尔这个强紧 缩论中“真的”是属于命题的，但是真的属性不是关于命题的。通过这种方式，普莱尔进一步强调“事实 也是逻辑结构”的观点［１４］５。因此，普莱尔建议我们把命题（句子）当作它们名义上的变项，也就是把它们 看作日常语言中代词的形式有它们的对应物，因此命题变项被称为代语句的表达也有相应的对应物。正 如普莱尔所认为的一样，我们“以完美地易于理解的方式延伸‘事物’量词的使用……”［１４］３７因此，当我们 找到日常语言中某种类型的更常见的例子的时候，量词被恰当地理解。而这也正是真之代语句理论的断 言的范例。 自 ２０世纪 ７０年代以来，约翰·麦凯（ＪｏｈｎＭａｃｋｉｅ）、威廉·奥尔斯顿（Ｗ．Ａｌｓｔｏｎ）和约翰·塞尔（Ｊｏｈｎ Ｓｅａｒｌｅ）融合冗余论和符合论的立场创造出一种温和的真之简单理论，被学界称为“极小的符合论”。这 一观点主要放弃了符合论中“符合是陈述对实在的任何形式的反映”或“符合是对真之载体部分与实在 部分之间有某种一一对应的相互关系”这样的观点。麦凯的极小符合论主要来源于对奥斯汀符合论思想 的批判继承。他认为：“说一个陈述是真的并不只是说 Ｘ在类型 Ｙ中，而是说正如被陈述的 Ｘ在类型 Ｙ 中。”［１５］４８进一步，麦凯把这一观点概括为“说陈述 ｐ是真的就是说事实正如它所陈述的那样”。［１５］４９因此， 麦凯的极小符合论承认真之载体，并认为真是一种关系。但是，为了避免进入一一对应的符合关系的符 合论模式，麦凯采用可识别的紧缩论的方法来处理命题，以此避免命题或事实的实质性的说明［１５］２１。正 如塞 尔 所 说 的 一 样，使 得 猫 在 垫 子 上 为 真 的 那 种 东 西 仅 仅 是 猫 在 垫 子 上，并 且 任 何 真 陈 述 都 是 如 此［１６］２１１。在极小符合论的意义上来说，“事实”和“命题”都是普遍词，但是它们没有一个能被称为做了解 释工作的自然种类或实体。所以，似乎只有把真看作这些事物之间的关系。麦凯和奥尔斯顿赞同霍维奇 使用替换量化来概括的等值图式的方法： （ＥＳ）ｐ是真的当且仅当 ｐ。 他们认为通过这样的真之描述方式，说清楚了真之符合论的本质。 索姆斯（Ｓｏａｍｅｓ）、霍维奇（Ｐ·Ｈｏｒｗｉｃｈ）和赖特（Ｃ·Ｗｒｉｇｈｔ）把等值图式当作他的极小主义的核心教 条，他认为极小主义有作为其公理的那个图式的无穷实例，用极小主义解释“真的”的意义，强调真是一 个属性，这一观点被学界称之为没有紧缩的紧缩论。索姆斯为膨胀论和紧缩论的区别提供了一种不确定 的情况———不确定的情况必须依赖于 真 谓 词 的 先 验 描 述 来 处 理 ［１７］２４５。 他 根 据 克 里 普 克 的 “真 之 理 论 纲 要”指出似真的真之理论构造的可替代模型。他认为根据克里普克的观点，真谓词应该捕获直觉的想法， 克里普克的直觉概念为真谓词提供了一种扩展和反扩展，这意味着他给出了真谓词的部分解释。因此， 他建议我们消除真谓词，直到在句子中不再出现“真的”。 霍维奇赞同菲尔德和赖特的观点，把等值图式当作极小主义的核心教条，因此霍维奇用他的极小主 义解释“真的”的意义。他认为，当我们愿意在没有证据的情况下接受等值图式的所有非矛盾实例时，我 们就掌握了“真的”的意义［１８］３５。但是，霍维奇没有给出一个“真的”定义，他仅仅是给我们指出是什么使 我们拥有真概念［１８］１３５－１３９。最后，霍维奇认为对真最好的描述是真是一种“逻辑属性”［１９］３２１。此外，霍维 奇赞同菲尔德的一个真之紧缩论者一定坚持与指称和满足相类似的观点。如菲尔德认为的一样，真谓词 的这种功能需要“ｐ”和“ｐ是真的”的认知等同，从而使得哪怕是符合论者也需要这样一种去引号的真 谓词。 当代紧缩论者强调真是一个属性。正如欧内斯特·索莎（ＥｒｎｅｓｔＳｏｓａ）所说的一样：“基于这种观点

５４ ｈｔｔｐ：／／ｃｌｇｓｋ．ｑｋｓ．ｃｑｕｔ．ｅｄｕ．ｃｎ （摩尔式原始主义），你不能用好的或黄的或真来定义它，从而给出一种有启发性的、紧凑的，至少一目了 然的摩尔式分析。在这个意义上，你不能哲学地‘解释’任何这样‘简单的’概念。并且这就使得它是开 放的，即你应该对由这样的概念基本构成的无限多命题有一种先验知识。”［２０］１１塞尔认为，当代紧缩论者 这种析取性质可以看作一种哲学的反证法［１６］２１５。 朱利安·多德（ＪｕｌｉａｎＤｏｄｄ）、詹妮弗·霍恩斯比（ＪｅｎｎｉｆｅｒＨｏｒｎｓｂｙ）和约翰·麦克道威尔（ＪｏｈｎＭｃ Ｄｏｗｅｌｌ）等人支持一种真之同一论（ｔｈｅｉｄｅｎｔｉｔｙｔｈｅｏｒｙｏｆｔｒｕｔｈ），这种理论主张真是一种属性却可以没有定 义。麦克道威尔认为“当一个人真地思考时，他所思考的东西就是事实所是的那样”［２１］２７。因此，我们可 以看出，真之同一论和真之原始主义极其相似，但是真之同一论在“所思考的东西就是事实所是的那样” 这个自明之理之上添加了“真之制造者和真之载体是同一的”这样的解释。如此一来，真之同一论者的 这个形而上学假设使得他们的理论貌似走向了布拉德利的融贯论。多德批判符合论者在采用真之制造 者原则的时候出了错，他认为这个世界上根本没有事态这个观点，符合论的根本错误在于假设有某种东 西使得真为真 ［２２］。霍恩斯比 强 调 我 们 不 能 独 立 于 命 题 去 证 实 事 实 恰 好 是 真 之 同 一 性 理 论 的 观 点 ［２３］３。 真之同一论者的这些观点并不是想提出一种真之本质的观点，而是想证明符合论的失败，他们的观点看 起来像是支持某种形式的紧缩论。但是，他们的立场是：这一观点是不同于紧缩论的，而是离原始主义比 较近的。 ２０世纪晚期，以唐纳德·戴维森（Ｄ·Ｄａｖｉｄｓｏｎ）、希拉里·普特南、理查德·罗蒂和 Ｃ·赖特为代表 的新实用主义者表达了对真之制造者这样的上帝之眼的观点的怀疑，他们不赞同 ２０世纪大多数真之理 论的观点，甚至包括实用主义者自己的———真是断定的标准的观点。正如戴维森所说的一样，“把真看作 客观的，但是作为目标却是无意义的”［２４］６７。他们也不赞同詹姆士的“真是有用的”的观点，试图在真之 符合论和真之认识论之间找到一个恰当的方法来解决实在论与真的问题。对于新实用主义者来说，真在 我们解释其他问题的过程中是一个核心概念，但是它在指导我们的行动中却不起任何作用。 新实用主义者表达与认识有关的理想的理论都可能是假的反符合论的断言，他们还通过坚持意义的 整体论来拒斥菲尔德式的符合论。但是，事实上普特南和戴维森都曾经为真之符合论辩护，同时他们也 表现出对认识论浓厚的兴趣，罗蒂也曾经赞同皮尔士的真理观。但是，新实用主义者已经提出了许多拒 绝认识论的理由。普特南认为如果真是一个与认识相关的概念，任何把证实构建为真定义的理论都将承 认真之载体在没有改变意义的情况下可能改变其真值，因此我们将不能获得真。此外，普特南还认为真 是超验 －认识的，这一观点导致普特南放弃了认识论的观点而转向“常识实在论” 。［２５］５１０－５１７ 但是，正如 Ｃ·赖 特 主 张 的 一 样，我 们 不 清 楚 是 否 需 要 放 弃 一 种 真 之 认 识 论 观 点 来 赞 同 真 能 被 超 验 地 认 识 到［２６］３３５－３６４。新实用主义者对真之紧缩论持不同的态度。普特南和戴维森都持有一种紧缩论的态度却没 有接受真之紧缩论，戴维森把紧缩论看作一种不同的给真下定义的尝试，而普特南认为紧缩论的真概念 与他坚持的真是一种超验认识的真概念相冲突，但是罗蒂赞同真之紧缩论，并且他赞同真是一种属性的 观点，认为真在解释理论中起着非常重要的作用，赖特也赞同真之极小主义的紧缩论类型，但是他反对紧 缩论的观点。 四、当代西方真之理论的发展趋势：多元化倾向 通过对西方真之理论的三次转向的分析，我们发现： （１）真之理论的发展是伴随着哲学而发展的，这不仅仅体现在真之理论研究中，主题随着哲学研究

邓彦昌：西方真之理论的三次转向 ５５ 的主题的转变而转变，还体现在整个真之理论的发展历史之中。综观整个真之理论的发展，我们发现，很 多在 ２０世纪初就出现的真之理论类型，在当代又焕发了新的活力，甚至成为真之理论的主流。比如，２０ 世纪初出现的真之原始主义在当代又以真之同一论的身份活跃在真之理论领域。２０世纪初期就出现的 真之多元论思想在当代不仅作为一个真之理论类型被系统地研究，而且成为当今主流的真之理论类型之 一。最初，罗素等原始主义者坚持真是最为原始的逻辑意义上的真和假的观点，而如今多德等人的真之 同一论意义上的真之原始主义已经和真之紧缩论难舍难分，并且在真之同一论这里真是一种不可被定义 属性。所以，真之理论回到真之原始主义（真之同一性理论）不是简单的轮回，而是真之理论已经实质性 地发展了。 （２）在整个真之理论的发展历程中，真之理论从成为哲学约定的副产品到具有一个有意义的功能， 再回到我们的日常生活，这其中有哲学研究主题的转变的因素，也有时代特征的因素。每一个时代的哲 学思想都具有那个时代的特征，这也同样适合于真之理论。真之理论的本体论转向时期，真之理论成为 哲学约定的副产品，自然有形而上学的色彩和认识论特征。随着时代的发展，在当代，我们更关注我们的 日常生活，并且在当前全球化的推动之下，文化多元化和多样化成为我们的时代特征，所以真之理论的研 究自然也呈现出多元化的发展趋势。 （３）在每一个时代，除了具有时代特征的真之理论之外，每一个类型的真之理论也都有自己的市场。 我们发现，不论是哪种真之理论类型的研究，我们都不得不考虑真之符合论的思想，可以说，真之符合论 的思想贯穿在所有真之理论的研究领域，这就是为什么塔斯基的真之语义学理论既被看作是紧缩论的类 型，也被看作是符合论的类型的原因之一。不论哪种类型的真之理论都有它的作用和意义，都有它存在 的原因和理由；不论哪种真之理论类型都有自身的局限性和困境；无论是哪一个类型的真之理论都不可 能一劳永逸地解决真之理论面对的困境；无论是哪一个真之理论类型都无法满足哲学研究对真之理论的 需求。因此，某一单一的真之理论类型是不可能解决真之理论发展中面临的困境的。并且，在当今这样 一个文化多元、知识大爆炸的时代，某一单一的真之理论类型也不可能满足我们哲学发展对真之理论的 需求，这就是真之理论走向多元化发展的原因，就如同 Ｃ·赖特把历史上不同的真之理论类型都看作真 之平凡话语为真之多元论服务一样。 （４）自近代以来，西方真之理论研究大致可以分为实质论和紧缩论两条对立的路线，这两条路线反 映了当代西方真之理论研究者对真概念的特性以及真之理论的研究任务的根本分歧。实质论通过揭示 真概念所表达的某种实质性的性质或关系来对之加以解释，认为真概念是一个具有丰富的形而上学或认 识论内涵的概念；紧缩论关注说明真谓词的各自逻辑、语义概念功能，认为真概念是一个纯粹的逻辑、语 义概念。 在当代，占主流的真之理论类型主要有真之相对主义、真之置换理论和真之多元论等。近几年来，凯 文·夏普（ＫｅｖｉｎＳｃｈａｒｐ）为解决诸如说谎者悖论之类的语义悖论提出了真之置换理论，这种理论虽然没 有暗示有超过一种的成真方式，也没有暗示不止一个真概念，但是这种理论实例化在当代的真之理论里 有一个多元化的倾向。真之置换理论主张真是一个不一致的概念，我们不应该依赖于它理论上的语境， 它是一个多元性的不严格的真概念———上升的真和下降的真［２７］。约翰·麦克法兰（ＪｏｈｎＭａｃＦａｒｌａｎｅ）为 了理解某一类型的表达式（包括未来的偶然性、知识的归因、认知的模式、审美判断等）和“义务”的陈述 的相对性发展了一个评定敏感性的概念的精巧结构。在他看来，我们应该假设两种不同的真概念：绝对 的真和相对可评估的真［２８］。Ｃ·赖特提出了一个关于真之本质的观点：真并不总是存在于相同种类的事

５６ ｈｔｔｐ：／／ｃｌｇｓｋ．ｑｋｓ．ｃｑｕｔ．ｅｄｕ．ｃｎ 物里，对于不同种类的主题，真可能要求不同的处理［２９］。道格拉斯·爱德华兹（ＤｏｕｇｌａｓＥｄｗａｒｄｓ）、林奇 对赖特的真之多元论提出批评，并进一步改进了真之多元论，使得真之多元论逐渐成为一个成熟的理论。 当前，真之多元论形成了以赖特、林奇和吉拉·谢尔（Ｇ·Ｓｈｅｒ）为代表的实质真之理论研究，并逐渐占据 真之理论研究的主导地位。不论是夏普的真之置换理论，还是麦克法兰的真之相对主义都有一个多元化 的发展倾向 。［３０］ 因此，在当代，不论是从整个真之理论发展的节点，也就是我们从追求某一真之理论类型的研究转向 真之理论的多元化发展，还是在当前这样一个多元化的世界、文化和哲学背景之下，真之理论的发展趋势 都倾向于一个多元化的发展。 参考文献： ［１］　ＥＮＧＥＩＰ．Ｔｒｕｔｈ［Ｍ］．Ｃｈｅｓｈａｍ：Ａｃｕｍｅｎ，２００２． ［２］　ＣＡＮＤＬＩＳＨＳ，ＤＡＭＮＪＡＮＯＶＩＣＮ．Ａｂｒｉｅｆｈｉｓｔｏｒｙｏｆｔｒｕｔｈ［Ｇ］／／ＨａｎｄｂｏｏｋｏｆｔｈｅＰｈｉｌｏｓｏｐｈｙｏｆＳｃｉｅｎｃｅⅨ：ＰｈｉｌｏｓｏｐｈｙｏｆＬｏｇ ｉｃ．Ｅｌｓｅｖｉｅｒ，２００６：２２７－３２３． ［３］　ＲＵＳＳＥＬＬＢ．Ｔｈｅｐｒｉｎｃｉｐｌｅｓｏｆｍａｔｈｅｍａｔｉｃｓ［Ｍ］．Ｌｏｎｄｏｎ：ＡｌｌｅｎａｎｄＵｎｗｉｎ，１９０３． ［４］　ＢＲＡＤＬＥＹＦＨ．Ｏｎｔｒｕｔｈａｎｄｃｏｐｙ，ｅｓｓａｙｓｏｎｔｒｕｔｈａｎｄｒｅａｌｉｔｙ［Ｇ］．Ｏｘｆｏｒｄ：ＣｌａｒｅｎｄｏｎＰｒｅｓｓ，１９０７． ［５］　ＰＥＩＲＣＥＣＳ．ＨｏｗｔｏｍａｋｅｏｕｒｉｄｅａｃｌｅａｒｉｎＨａｒｔｓｈｏｒｎｅ［Ｇ］／／ＣｏｌｌｅｃｔｅｄＰａｐｅｒｓｏｆＣｈａｒｌｅｓＳａｎｄｅｒｓＰｅｉｒｃｅ，ｖｏｌ．Ⅴ．Ｃａｍｂｒｉｄｇｅ： ＴｈｅＢｅｌｋｎａｐＰｒｅｓｓｏｆＨａｒｖａｒｄＵｎｉｖｅｒｓｉｔｙＰｒｅｓｓ，１９６０：２４８－２７１． ［６］　ＤＥＷＥＹＪ．Ｒｅｃｏｎｓｔｒｕｃｔｉｏｎｉｎｐｈｉｌｏｓｏｐｈｙ［Ｍ］．Ｂｏｓｔｏｎ：ＢｅａｃｏｎＰｒｅｓｓ，１９４８． ［７］　 ＲＡＭＳＥＹ ＦＰ．Ｆａｃｔａｎｄｐｒｏｐｏｓｉｔｉｏｎｓ，ｉｎｒａｍｓｅｙ１９３１，ｔｈｅｆｏｕｎｄａｔｉｏｎｏｆｍａｔｈｅｍａｔｉｃｓ［Ｍ］．Ｌｏｎｄｏｎ：ＲｏｕｔｌｅｄｇｅａｎｄＫｅｇａｎ Ｐａｕｌ，１９２７． ［８］　ＮＥＵＲＡＴＨＯ．Ｐｈｙｓｉｃａｌｉｓｍ［Ｇ］／／ＰｈｉｌｏｓｏｐｈｙｃａｌＰａｐｅｒｓ（１９１３—１９４６），Ｄｏｒｄｒｅｃｈｔ，Ｈｏｌｌａｎｄ：Ｄ．Ｒｅｉｄｅｌ，１９８３：５２－５７． ［９］　ＡＹＥＲＡＪ．Ｌａｎｇｕａｇｅ，ｔｒｕｔｈａｎｄｌｏｇｉｃ［Ｍ］．Ｓｅｃｏｎｄｅｄｉｔｉｏｎ．Ｌｏｎｄｏｎ：Ｇｏｌｌａｎｃｚ，１９４６． ［１０］ ＴＡＲＳＫＩＡ．Ｔｈｅｃｏｎｃｅｐｔｏｆｔｒｕｔｈｉｎｆｏｒｍａｌｉｚｅｄｌａｎｇｕａｇｅｓ［Ｇ］／／Ｌｏｇｉｃ，ＳｅｍａｎｔｉｃｓａｎｄＭｅｔａｍａｔｈｅｍａｔｉｃｓ，Ｉｎｄｉａｎａｐｏｌｉｓ：Ｈａｃｋｅｔｔ ＰｕｂｌｉｓｈｉｎｇＣｏｍｐａｎｙ，１９８３：１５２－２７８ ［１１］ ＡＵＳＴＩＮＪＬ．Ｔｒｕｔｈ［Ｊ］．ＡｒｉｓｔｏｔｅｌｉａｎＳｏｃｉｅｔｙＳｕｐｐｌｅｍｅｎｔａｒｙ，１９５０，２４：１１１－１２９． ［１２］ ＳＴＲＡＷＳＯＮＰＦ．ＡｐｒｏｂｌｅｍａｂｏｕｔｔｒｕｔｈａｒｅｐｌｙｔｏＭｒ．Ｗａｒｎｏｃｋ［Ｇ］／／ＬｏｇｉｃｏＬｉｎｇｕｉｓｔｉｃＰａｐｅｒｓ，Ｌｏｎｄｏｎ：Ｍｅｔｈｕｅｎ＆Ｃｏ．，１９７１： ２１４－２３３． ［１３］ ＦＩＥＬＤＨ．Ｔａｒｓｈｉ’ｓｔｈｅｏｒｙｏｆｔｒｕｔｈ［Ｊ］．ＪｏｕｒｎａｌｏｆＰｈｉｌｏｓｏｐｈｙ，２００１（６９）：３４７－３７５． ［１４］ ＰＲＩＯＲＡＮ．Ｏｂｊｅｃｔｓｏｆｔｈｏｕｇｈｔ［Ｍ］．Ｏｘｆｏｒｄ：ＣｌａｒｅｎｄｏｎＰｒｅｓｓ，１９６７． ［１５］ ＭＡＣＫＩＥＪＬ．Ｔｒｕｔｈ，ｐｒｏｂａｂｉｌｉｔｙａｎｄｐａｒａｄｏｘ［Ｍ］．Ｏｘｆｏｒｄ：ＣｌａｒｅｎｄｏｎＰｒｅｓｓ，１９７３． ［１６］ ＳＥＡＲＬＥＪ．Ｃｏｎｓｔｒｕｃｔｉｏｎｏｆｓｏｃｉａｌｒｅａｌｉｔｙ［Ｍ］．ＮｅｗＹｏｒｋ：ＦｒｅｅＰｒｅｓｓ，１９９５． ［１７］ ＳＯＡＭＥＳＳ．Ｕｎｄｅｒｓｔａｎｄｉｎｇｔｒｕｔｈ［Ｍ］．Ｏｘｆｏｒｄ：ＯｘｆｏｒｄＵｎｉｖｅｒｓｉｔｙＰｒｅｓｓ，１９９９． ［１８］ ＨＯＲＷＩＣＨ Ｐ．Ｔｒｕｔｈ［Ｍ］．ｓｅｃｏｎｄｅｄｉｔｉｏｎ．Ｏｘｆｏｒｄ：ＣｌａｒｅｎｄｏｎＰｒｅｓｓ，１９９８． ［１９］ ＦＩＥＬＤＨ．Ｃｒｉｔｉｃａｌｎｏｔｉｃｅ：Ｐａｕｌｈｏｒｗｉｃｈ’ｓｔｒｕｔｈ［Ｊ］．ＰｈｉｌｏｓｏｐｈｙｏｆＳｃｉｅｎｃｅ，１９９２（５９）：３２１－３３０． ［２０］ ＳＯＳＡＥ．Ｅｐｉｓｔｅｍｏｌｏｇｙ，ｒｅａｌｉｓｍ，ａｎｄｔｒｕｔｈ：Ｔｈｅｆｉｒｓｔｐｈｉｌｏｓｏｐｈｉｃａｌｐｅｒｓｐｅｃｔｉｖｅｓｌｅｃｔｕｒｅ［Ｊ］．ＬａｎｇｕａｇｅａｎｄＬｏｇｉｃ，１９９３（７）： １－１６． ［２１］ ＭＣＤＯＷＥＬＬＪ．Ｍｉｎｄａｎｄｗｏｒｄ［Ｍ］．Ｃａｍｂｒｉｄｇｅ，ＭＡ：ＨａｒｖａｒｄＵｎｉｖｅｒｓｉｔｙＰｒｅｓｓ，１９９４． ［２２］ ＤＯＤＤＪ．Ａｎｉｄｅｎｔｉｔｙｔｈｅｏｒｙｏｆｔｒｕｔｈ［Ｍ］．ＮｅｗＹｏｒｋ：Ｓｔ．Ｍａｒｔｉｎ’ｓＰｒｅｓｓ，２０００． ［２３］ ＨＯＲＮＳＢＹＪ．Ｐｒｅｓｉｄｅｎｔｉａｌａｄｄｒｅｓｓ：Ｔｒｕｔｈ：ｔｈｅｉｄｅｎｔｉｔｙｔｈｅｏｒｙ［Ｊ］．ＰｒｏｃｅｅｄｉｎｇｓｏｆｔｈｅＡｒｉｓｔｏｔｅｌｉａｎＳｏｃｉｅｔｙ，１９９７（１）：１－２７．

邓彦昌：西方真之理论的三次转向 ５７ ［２４］ ＤＡＶＩＤＳＯＮＤ．Ｔｒｕｔｈｒｅｈａｂｉｌｉｔａｔｅｄ［Ｇ］／／ＲｏｒｔｙａｎｄｈｉｓＣｒｉｔｉｃｓ，Ｏｘｆｏｒｄ：Ｂｌａｃｋｗｅｌｌ，２０００：６５－７４． ［２５］ＰＵＴＮＡＭ Ｈ．Ｓｅｎｓｅ，ｎｏｎｓｅｎｓｅ，ａｎｄｔｈｅｓｅｎｓｅ：Ａｎｉｎｑｕｉｒｙｉｎｔｏｔｈｅｐｏｗｅｒｓｏｆｔｈｅｈｕｍａｎｍｉｎｄ［Ｊ］．ＪｏｕｒｎａｌｏｆＰｈｉｌｏｓｏｐｈｙ，１９９４ （９１）：４８８－５０４，５１０－５１７． ［２６］ ＷＲＩＧＨＴＣ．Ｔｒｕｔｈａｓｓｏｒｔｏｆｅｐｉｓｔｅｍｉｃ：Ｐｕｔｎａｍ’ｓｐｅｒｅｇｒｉｎａｔｉｏｎｓ［Ｊ］．ＪｏｕｒｎａｌｏｆＰｈｉｌｏｓｏｐｈｙ，２０００（９７）：３３５－３６４． ［２７］ ＳＣＨＡＲＰＫ．Ｒｅｐｌａｃｉｎｇｔｒｕｔｈ［Ｍ］．Ｏｘｆｏｒｄ：ＯｘｆｏｒｄＵｎｉｖｅｒｓｉｔｙＰｒｅｓｓ，２０１３． ［２８］ ＭＡＣＦＡＲＬＡＮＥＪ．Ａｓｓｅｓｓｍｅｎｔｓｅｎｓｉｔｉｖｉｔｙ：Ｒｅｌａｔｉｖｅｔｒｕｔｈａｎｄｉｔｓａｐｐｌｉｃａｔｉｏｎｓ［Ｍ］．Ｏｘｆｏｒｄ：ＯｘｆｏｒｄＵｎｉｖｅｒｓｉｔｙＰｒｅｓｓ，２０１４． ［２９］ ＷＲＩＧＨＴＣ．Ｔｒｕｔｈａｎｄｏｂｊｅｃｔｉｖｉｔｙ［Ｍ］．Ｃａｍｂｒｉｄｇｅ：ＨａｒｖａｒｄＵｎｉｖｅｒｓｉｔｙＰｒｅｓｓ，１９９２． ［３０］ ＷＹＡＴＴＪ，ＬＹＮＣＨ Ｍ Ｐ．Ｆｒｏｍ ｏｎｅｔｏｍａｎｙ：Ｒｅｃｅｎｔｗｏｒｋｏｎｔｒｕｔｈ［Ｊ］．ＡｍｅｒｉｃａｎＰｈｉｌｏｓｏｐｈｉｃａｌＱｕａｒｔｅｒｌｙ，２０１６，５３（４）：３２３ －３４０． Ｔｈｒｅｅｔｕｒｎｓｏｆｔｈｅｏｒｙｏｆｔｒｕｔｈｉｎｗｅｓｔｅｒｎｃｏｕｎｔｒｉｅｓ ＤＥＮＧＹａｎｃｈａｎｇ （ＳｃｈｏｏｌｏｆＭａｒｘｉｓｍ，ＹｕｎｎａｎＮｏｒｍａｌＵｎｉｖｅｒｓｉｔｙ，Ｋｕｎｍｉｎｇ６５０５００，Ｃｈｉｎａ） 　　Ａｂｓｔｒａｃｔ：Ｓｉｎｃｅｔｈｅｂｅｇｉｎｎｉｎｇｏｆ２０ｔｈｃｅｎｔｕｒｙ，ｔｈｅｒｅｈａｖｅｂｅｅｎｔｈｒｅｅｔｕｒｎｓｏｎｔｈｅｔｈｅｏｒｙｏｆｔｒｕｔｈｉｎ Ｗｅｓｔｅｒｎｗｏｒｌｄ． Ｔｈｅｆｉｒｓｔｗａｓｉｎ ｅａｒｌｙ２０ｔｈ ｃｅｎｔｕｒｙ， ａｃｃｏｍｐａｎｉｅｄ ｂｙｔｈｅｏｎｔｏｌｏｇｉｃａｌｔｕｒｎ ｉｎ ｔｈｅｆｉｅｌｄ ｏｆ ｐｈｉｌｏｓｏｐｈｙ．Ａｔｔｈａｔｔｉｍｅ，ｔｒｕｔｈｗａｓｉｎｍｅｔａｐｈｙｓｉｃｓ，ｐｈｉｌｏｓｏｐｈｙｏｆｌｏｇｉｃｓ，ａｎｄｐｈｉｌｏｓｏｐｈｙｏｆｌａｎｇｕａｇｅ．Ｔｒｕｔｈ ａｎｄｔｈｅｏｒｙｏｆｊｕｄｇｍｅｎｔｗａｓｉｎｔｅｒｒｅｌａｔｅｄ，ａｎｄｔｒｕｔｈｗａｓａｂｙｐｒｏｄｕｃｔｏｆｐｈｉｌｏｓｏｐｈｉｃａｌａｇｒｅｅｍｅｎｔ．Ｔｈｅｓｅｃｏｎｄｗａｓ ｉｎｔｈｅｍｉｄｄｌｅｏｆｔｈｅ２０ｔｈｃｅｎｔｕｒｙ，ａｃｃｏｍｐａｎｉｅｄｂｙａｌｉｎｇｕｉｓｔｉｃｔｕｒｎｉｎｔｈｅｆｉｅｌｄｏｆｐｈｉｌｏｓｏｐｈｙ．Ｔｈｅｄｉｓｃｕｓｓｉｏｎｏｎ ｔｈｅｏｒｙｏｆｔｒｕｔｈｍａｉｎｌｙｆｏｃｕｓｅｄｏｎｔｈｅｕｓｅａｎｄｍｅａｎｉｎｇｏｆｔｒｕｔｈｐｒｅｄｉｃａｔｅｓ．Ｔｈｅｔｈｉｒｄｗａｓｉｎ１９７０ｓ，ｔｈｅｄｉｓｃｕｓｓｉｏｎ ｏｎ“Ｗｈａｔｉｓｔｈｅｅｓｓｅｎｃｅｏｆｔｒｕｔｈ？”ｗａｓｐａｒｔｉｃｕｌａｒｌｙｉｎｔｅｎｓｅ，ａｎｄｔｈｅｄｉｓｃｕｓｓｉｏｎｏｆｔｒｕｔｈｎｏｌｏｎｇｅｒｆｏｃｕｓｅｄｏｎｔｈｅ ｍｅｔｈｏｄｏｆｌａｎｇｕａｇｅａｎａｌｙｓｉｓ， ｂｕｔｏｎ ｔｈｅｏｒｄｉｎａｒｙｅｘｐｒｅｓｓｉｏｎ ｏｆｔｈｅｗｏｒｄ “ｔｒｕｅ”， ｗｈｉｃｈ ｈａｓｓｅｅｎ ａｎ ｕｎｐｒｅｃｅｄｅｎｔｅｄｖａｒｉｅｔｙｏｆｄｉｓｃｕｓｓｉｏｎｓｏｎｔｈｅｏｒｙｏｆｔｒｕｔｈｄｕｒｉｎｇｔｈｉｓｐｅｒｉｏｄ．Ｎｏｗａｄａｙｓ，ｔｈｅｔｈｅｏｒｙｏｆｔｒｕｔｈｈａｓ ｄｉｆｆｅｒｅｎｔｃｈａｒａｃｔｅｒｉｓｔｉｃｓａｃｃｏｒｄｉｎｇｔｏｄｉｆｆｅｒｅｎｔｐｈｉｌｏｓｏｐｈｉｃａｌｒｅｓｅａｒｃｈ ｔｈｅｍｅｓ． Ｉｎ ｇｅｎｅｒａｌ， ｔｈｅｒｅｓｅａｒｃｈ ｏｆ ｃｏｎｔｅｍｐｏｒａｒｙｔｈｅｏｒｙｏｆｔｒｕｔｈｈａｓａｔｒｅｎｄｏｆ“ｍｕｌｔｉｐｌｅ”ｄｅｖｅｌｏｐｍｅｎｔ． Ｋｅｙｗｏｒｄｓ：ｔｈｅｏｒｙｏｆｔｒｕｔｈ；ｔｈｒｅｅｔｕｒｎｓ；ｍｕｌｔｉｐｌｉｃｉｔｙ （责任编辑　张佑法）

ＪｏｕｒｎａｌｏｆＣｈｏｎｇｑｉｎｇＵｎｉｖｅｒｓｉｔｙｏｆＴｅｃｈｎｏｌｏｇｙ（ＳｏｃｉａｌＳｃｉｅｎｃｅ） ２０２１年第 ３５卷第 １１期 Ｖｏｌ．３５　Ｎｏ．１１　２０２１ ｄｏｉ：１０．３９６９／ｊ．ｉｓｓｎ．１６７４－８４２５（ｓ）．２０２１．１１．００７ 经济学 基于 ＤＥＡ模型的重庆市旅游产业效率 及其影响因素 谭建伟ａ，吕茂宇ｂ，惠　红ａ （重庆理工大学　ａ．管理学院；ｂ．经济金融学院，重庆　４０００５４） 　　摘要：利用 ＤＥＡ模型，对重庆市 ２０００—２０１８年的旅游产业效率进行测度，并对影响重庆市旅游产业 效率的因素及其作用机理进行探究。研究表明：重庆市旅游产业效率整体呈现先下降后上升的特征；星 级酒店的投入冗余情况较为严重，主要受投资回报周期与季节性影响；城市化水平对重庆市旅游产业效 率具有积极拉动作用；劳动力结构、旅游接待能力对重庆市旅游产业效率有一定程度的负向拉动作用。 根据实证结果，从加强人才培养、优化旅游基础设施投入结构、完善交通体系等方面提出建议。 关键词：重庆市旅游产业；旅游产业效率；ＤＥＡ模型；提质增效 　　中图分类号：Ｆ０６１．５　　　　文献标识码：Ａ 文章编号：１６７４－８４２５（２０２１）１１－００５８－０９ 一、引言 近年来，重庆市旅游产业发展迅速。在互联网的广泛宣传下，重庆市成为著名的“网红”城市，这进 一步促 进 了 重 庆 市 旅 游 产 业 的 发 展。２０１９年，重 庆 市 接 待 游 客 总 计 ６５７０８．０３万 人 次，同 比 增 长 １００２％；旅游总收入 ５７３９．０７亿元，同比增长 ３２．１１％。在重庆市旅游产业发展全面提速的背景下，如 何推动重庆市旅游产业提质增效，实现持续快速健康的发展是现阶段的研究重点。 对旅游产业效率的研究，一直受到国内外学者的关注。国外学者大多针对具体旅游产业部门进行研 究，主要是对酒店效率、旅行社效率、旅游交通效率、旅游目的地效率等方面进行研究［１－７］。Ｍｏｒｅｙ等是采 用 ＤＥＡ模型对美国连锁酒店效率进行测度并分析［１］，其他学者对于旅游目的地的效率的研究主要是以 区域间的效率比较研究为主。国内学者对旅游产业效率的研究起步较迟，但研究成果丰富。在对传统旅 游产业部门进行研究的基础上［８－１１］，学界对区域旅游产业效率时空动态演化、影响因素等问题进行了深 入探究［１２－１７］。刘佳等利用 ＤＥＡＭａｌｍｑｕｉｓｔ模型分析我国沿海 １１个省市全要素生产率的时空演化特征， 发现长三角地区较渤海和泛珠三角地区具有领先优势［１３］；王兆峰等利用灰色关联分析法分析影响张家 界旅游产业综合效率的因素主要为经济发展水平、信息化水平、劳动力资本、旅游资源吸引力、旅游产业 收稿日期：２０２０－１０－１９ 基金项目：重庆市教育委员会成渝地区双城经济圈建设科技创新（重点）项目“基于旅游机会时空图谱的川渝旅游产业 群落识别、测度与耦合协调发展研究”（ＫＪＣＸＺＤ２０２００３６） 作者简介：谭建伟，教授，硕士生导师，主要从事人力资源管理、技术创新理论研究。 本文引用格式：谭建伟，吕茂宇，惠红．基于 ＤＥＡ模型的重庆市旅游产业效率及其影响因素［Ｊ］．重庆理工大学学报（社会科学），２０２１ （１１）：５８－６６． Ｃｉｔａｔｉｏｎｆｏｒｍａｔ：ＴＡＮＪｉａｎｗｅｉ，ＬＶＭａｏｙｕ，ＨＵＩＨｏｎｇ．ＳｔｕｄｙｏｎｔｈｅｅｆｆｉｃｉｅｎｃｙｏｆＣｈｏｎｇｑｉｎｇｔｏｕｒｉｓｍｉｎｄｕｓｔｒｙａｎｄｉｔｓｉｎｆｌｕｅｎｃｉｎｇｆａｃｔｏｒｓｂａｓｅｄｏｎ ＤＥＡｍｏｄｅｌ［Ｊ］．ＪｏｕｒｎａｌｏｆＣｈｏｎｇｑｉｎｇＵｎｉｖｅｒｓｉｔｙｏｆＴｅｃｈｎｏｌｏｇｙ（ＳｏｃｉａｌＳｃｉｅｎｃｅ），２０２１（１１）：５８－６６．

谭建伟，等：基于 ＤＥＡ模型的重庆市旅游产业效率及其影响因素 ５９ 结构与交通便利程度等 。［１６］ 旅游产业效率的研究方法主要有传统 ＤＥＡ模型［１０，１８］、ＤＥＡＭａｌｍｑｕｉｓｔ模 型［１３－１５］、ＳｕｐｅｒＳＢＭ 模 型［１６］、随 机 前 沿 生 产 函 数 （ＳＦＡ）［８，１９－２０］、ＢｏｏｔｓｔｒａｐＤＥＡ模 型［２１］等。所 以，国 内 外 研究旅游产业效率的方法主要是以 ＳＦＡ与 ＤＥＡ及其扩展模型为主，而学者在投入、产出变量指标的选择 上就较为多样化，尤其是投入要素指标的选取。根据现有文献可知［２２－２５］，学者对旅游产业效率测度的投 入要素指标主要选取土地面积、第三产业就业人数、旅行社职工数、第三产业固定资产投资、旅行社数、星 级酒店数、Ａ级景区数、公路网密度等；大多数学者对产出要素指标的选取是旅游收入和旅游接待人数。 通过文献回顾可以发现，少有文献从投入冗余方面对旅游产业效率进行分析，且对重庆市的旅游产 业效率进行研究的文献也相对缺乏，于是本文将在构建旅游产业效率测度体系的基础上，对重庆市旅游 产业效率进行分析，并且结合投入冗余、影响因素及其作用机理的探究与分析，对重庆市旅游产业发展提 出相应的建议。 二、研究方法 （一）数据包络分析法 数据包络分析法（ＤＥＡ）是主要应用在企业、银行、学校、政府等部门的效率评价的方法，旅游产业的 效率评价也可采用此方法。旅游产业容易受内部和外部因素的影响，在现实中，旅游产业规模报酬不变 的可能性也较低，考虑旅游产业的投入要素比产出要素容易改变，本文拟采用以投入为导向的 ＢＣＣ模 型，模型如下： ｍｓ ｈ ＝ｍｉｎｈ－ε( ∑ｓｉ＋ ＋∑ｓｒ－) ｉ＝１ ｒ＝１ ｎ （１） ∑ｓ．ｔ．ｈｘｉ０ － ｘｉｊλｊ－ｓｉ＋ ＝０，ｉ＝１，…，ｍ ｊ＝１ ｎ ∑　　 ｙｒｊλｊ－ｓｒ－ ＝ｙｒ０，ｒ＝１，…，ｓ ｊ＝１ ｎ ∑　　 λｊ ＝１，λｊ，ｓｉ＋，ｓｒ－ ≥ ０ ｊ＝１ 假设 ｎ个决策单元（ＤＭＵ）中每个决策单元有 ｍ种投入要素和 ｓ种产出要素；ｘｉｊ表示第 ｊ个 ＤＭＵ中第 ｉ个 投入要素；ｙｒｊ表示第 ｊ个 ＤＭＵ中第 ｒ个产出要素；λｊ表示权重；ｓｉ＋，ｓｒ－ 为松弛变量；ｈ表示 ＤＭＵ与有效前 沿面距离，即效率值。 （二）指标选取与数据来源 借鉴以往文献的经验，本文选取了 ８个指标，其中投入指标 ６个、产出指标 ２个。在投入指标方面， 分为资本要素、劳动要素和旅游资源吸引力要素。资本要素选取旅行社数量、星级酒店数量以及固定资 产投资 ３个指标，其中固定资产投资最能反映旅游发展效率中的资本要素。本应选取旅游业固定资产投 资作为投入指标，由于旅游业固定资产投资的数据严重缺失，有学者以固定资产投资总额来代替［２２－２３］， 这严重放大了投入水平，所以本文使用第三产业固定资产投资来衡量旅游业固定资产投资。旅行社在旅 游产业的发展中起关键性作用，其作为一个“纽带”将游客与旅游过程中的各个环节连接起来，能够保障 旅游产业正常有序地发展，所以本文将旅行社数量纳入到投入指标当中；同时用星级酒店数量来对资本 投入的指标加以补充。劳动要素主要以旅行社从业人数来衡量，旅游业是以服务为主，从业人员的服务 水平直接影响游客对当地旅游业的评价。由于旅游业从业人员部分年份数据的缺失，所以本文以旅行社 从业人员作为投入要素进行分析。旅游资源吸引力要素的指标选取从区域的文化底蕴与可进入性两方

６０ ｈｔｔｐ：／／ｃｌｇｓｋ．ｑｋｓ．ｃｑｕｔ．ｅｄｕ．ｃｎ 面考虑。文化体现了一座城市的特点与内涵，本文选取文化机构数量来衡量重庆市的文化底蕴，采用公 路网密度来衡量地区的可进入性。衡量产出最常用的指标为旅游接待人数和旅游收入。旅游收入是衡 量地区旅游产业发展的重要的经济指标，而旅游接待人数能够衡量地区旅游产业的规模大小，这里选取 重庆市旅游接待总人数以及旅游总收入两个指标（详见表 １）。 相关数据根据《重庆市统计年鉴》（２０００—２０１９年）、《重庆市旅游业统计公报》（２０００—２０１８年）整理 获得。 表 １　重庆市旅游产业投入产出测度体系 投入指标 旅游资本要素投入指标 旅行社 ／家 产出指标 星级酒店数量 ／家 旅游劳动要素投入指标 第三产业固定资产投资 ／万元 旅游资源吸引力要素 旅行社就业人数 ／人 投入指标 文化机构数量 ／个 经济效益 公路网密度 ／（公里 ／平方公里） 社会效益 旅游总收入 ／亿元 旅游接待总人数 ／万人次 三、旅游产业效率实证分析 （一）效率分析 表 ２　２０００—２０１８年重庆市旅游产业效率 通过 ＤＥＡＰ２．１软件对重庆市 ２０００—２０１８年 年份 ＴＥ ＰＴＥ ＳＥ ＲＴＳ 旅游产业效率进行测度，得到了 ２０００—２０１８年重 ２０００ １．００ １．００ １．００ － 庆市旅 游 产 业 综 合 技 术 效 率 （ＴＥ）、纯 技 术 效 率 ２００１ １．００ １．００ １．００ － （ＰＴＥ）和规模效率 （ＳＥ）以 及 规 模 报 酬 （ＲＴＳ）。 结 ２００２ １．００ １．００ １．００ － 果见表 ２和图 １。 ２００３ ０．８０ ０．９９ ０．８１ ｉｒｓ 　　综合技术效率 （ＴＥ）反映了在现有技术条件 ２００４ ０．８４ １．００ ０．８４ ｉｒｓ 下，达到的最大产出的 比 例。重 庆 市 ２０００—２０１８ ２００５ ０．８３ １．００ ０．８３ ｉｒｓ 年，只有 ２０００—２００２年、２０１２年、２０１６—２０１８年这 ２００６ ０．８０ １．００ ０．８０ ｉｒｓ ７年 ＤＥＡ＝１，达到了 ＤＥＡ有效，说明重庆市旅游产 ２００７ ０．７８ １．００ ０．７８ ｉｒｓ 业的综合技术效率水平亟需改进。重庆市 ２０００— ２００８ ０．７９ ０．９４ ０．８４ ｉｒｓ ２０１８年综合技术效率整体上波动较大，并在 ２００３ ２００９ ０．７６ ０．９５ ０．８０ ｉｒｓ 年大幅度下降后到 ２００９年一直保持下降趋势。由 ２０１０ ０．７７ ０．８４ ０．９１ ｉｒｓ 于 ２００３年受“非典”疫情影响，重庆市旅游总收入 ２０１１ ０．９７ ０．９８ ０．９９ ｉｒｓ 下降 ７．１６％，旅游接待总人数下降 ８．１４％，严重影 ２０１２ １．００ １．００ １．００ － 响了重庆市旅游业的发展；２００３—２００９年，重庆市 ２０１３ ０．９４ ０．９５ ０．９９ ｉｒｓ 旅游产业发展效果不佳，这期间重庆市旅游产业综 ２０１４ ０．９５ ０．９８ ０．９７ ｉｒｓ 合技术效率并未达到 ＤＥＡ有效，说明旅游资源的 ２０１５ ０．９４ ０．９５ ０．９９ ｉｒｓ 投入并没有得到充分利用，并且在 ２００８年金融危 ２０１６ １．００ １．００ １．００ － 机爆发后，重庆市 ２００９年的综合技术效率到了最 ２０１７ １．００ １．００ １．００ － 低值，之后 ２０１０年开始回升，在 ２０１１年大幅提高 ２０１８ １．００ １．００ １．００ － 均值 ０．９０ ０．９９ ０．９２ 　 　　注：ｉｒｓ表 示 规 模 报 酬 递 增，ｄｒｓ表 示 规 模 报 酬 递 减，－表示规模报酬不变

谭建伟，等：基于 ＤＥＡ模型的重庆市旅游产业效率及其影响因素 ６１ 之后，重庆市综合技术效率一直保持在较高水平。这说明近几年通过 Ａ级景区的打造、配套设施的完善、 媒体广泛的宣传、旅游资源的整合等，重庆市旅游市场主体更加健全。到 ２０１９年末，重庆市 Ａ级景区数 量达到 ２４２个，市级以上旅游度假区 １７个。通过有效推进厕所革命、文旅融合以及融媒体建设等项目， 加上重庆市“网红”热门景点旅游的助力，重庆市 ２０１１—２０１９年旅游总收入以年均 ２３．０３％的速度增长， 旅游接待总人数以 １７．２４％的速度增长。 纯技术效率（ＰＴＥ）是从技术经济的角度反映是否在现有的科技水平上得到了产出最大化。重庆市 旅游产业纯技术效率在 ２０００—２００２年、２００４—２００７年、２０１２年以及 ２０１６—２０１８年均等于 １，达到纯技术 有效；而在 ２００３、２００８—２０１１、２０１３—２０１５年，旅游产业纯技术效率值都小于 １，说明重庆市旅游产业的技 术水平在这几年略显不足。 规模效率（ＳＥ）说明了生产规模大小与投入产出的匹配程度。重庆市旅游产业规模效率仅在 ２０００— ２００２年、２０１２年、２０１６—２０１８年这 ７年达到最优值；在 ２００３—２０１１年以及 ２０１３—２０１５年规模效率均小 于 １。 从规模报酬（ＲＴＳ）来看，重庆市这几年均为规模报酬递增，说明在这几年增加投入要素会得到更大 比例的产出，同时说明重庆市这一阶段旅游产业的发展受到投入规模的限制，因此这一阶段需要扩大旅 游投入要素的规模，提高效率。在 ２０００—２０１８年，重庆市有超过一半的年份处于规模报酬递增的状态， 且未出现规模报酬递减，说明从长期来看，重庆市旅游产业的投资规模不足，其中道路交通等基础设施以 及人力资本的投资不足会阻碍重庆市旅游产业的健康发展。 如图 １所示，２０００—２０１０年，重庆市旅游产业综合技术效率与规模效率变化趋势基本保持一致，说明 这段时间重庆市旅游产业综合技术效率主要受规模效率影响；２０１０—２０１８年，重庆市旅游产业综合技术 效率与纯技术效率变化趋势基本一致，说明近 １０年来重庆市旅游产业综合技术效率主要受纯技术效率 影响，旅游产业的发展也由需求侧转为供给侧，不再是一味地增加投入要素，而是在技术水平、管理能力 等方面进行提升。 图 １　２０００—２０１８年重庆市旅游产业效率测算结果 （二）投入冗余率分析 如表 ３所示，重庆市旅游产业投入冗余主要集中在 ２００８—２０１１年和 ２０１３—２０１５年，在此期间，旅行 社从业人数冗余率、第三产业固定投资冗余率、文化机构冗余率、公路网密度冗余率从整体来看处于较低 水平，大部分年份冗余率处于 １０％以下，旅行社冗余率、星级酒店冗余率相对处于较高水平，绝大多数年 份冗余率处于 １０％水平以上。

６２ ｈｔｔｐ：／／ｃｌｇｓｋ．ｑｋｓ．ｃｑｕｔ．ｅｄｕ．ｃｎ 表 ３　２０００—２０１８年重庆市旅游产业投入冗余率 ％ 年份 旅行社 星级酒店 旅行社从业人数 第三产业固定资产 文化机构 公路网密度 冗余率 冗余率 冗余率 投资冗余率 冗余率 冗余率 ２０００ ０ ０ ０ ０ ０ ２００１ ０ ０ ０ ０ ０ ０ ２００２ ０ ０ ０ ０ ０ ０ ２００３ ０ ３３．６９ ０．１４ １１．０２ ０．３８ ０．２６ ２００４ ０．１４ ０ ０ ０ ０ ０ ２００５ ０ ０ ０ ０ ０ ０ ２００６ ０ ０ ０ ０ ０ ０ ２００７ ０ ０ ０ ０ ０ ０ ２００８ ０ １２．６４ ６．０６ ９．１８ ６．０６ ６．０７ ２００９ １４．０５ １４．６０ １９．９８ １１．９９ ５．１３ ５．１２ ２０１０ ９．２０ １７．２５ １７．２６ １８．６２ １５．７７ １５．７８ ２０１１ １５．７７ ２２．４１ ２．３３ ２．３３ ２．３３ １８．４９ ２０１２ １２．１５ ０ ０ ０ ０ ０ ２０１３ ０ ４．９４ ２０．６２ ５．３７ ４．５６ ４．５６ ２０１４ ８．３３ ３．６２ ９．０８ ６．１０ １．８９ １．８８ ２０１５ １１．０８ ４．９８ ４．９８ ５．２９ ４．９８ ６．８０ ２０１６ １１．７７ ０ ０ ０ ０ ０ ２０１７ ０ ０ ０ ０ ０ ０ ２０１８ ０ ０ ０ ０ ０ ０ ０ 　　从表 ３中数据可以看出，２００３年重庆市星级酒店冗余率为旅游产业投入冗余率的最高值，并且在 ２００８—２０１１年也处于较高水平。究其原因，改革开放以来，重庆市酒店数量得到了大幅度增加，酒店的 品质也明显改善和上升。当然，在旅游投资开发过程中，我们也需要认识到星级酒店作为旅游产业的支 柱之一，本身具有脆弱性和敏感性，外部环境的变化如旅游淡季期间容易使星级酒店出现冗余，酒店设施 和相关服务人员也会被大量闲置，造成资源的浪费。 四、影响因素分析 （一）指标选取与数据来源 结合文献［１３－１７，２６］的经验并根据重庆市的实际情况，对影响重庆市旅游产业综合技术效率的因 素选取以下 ４个指标： 产业结构（ＩＳ）：产业结构说明了旅游产业在地区中规模的大小，以第三产业占 ＧＤＰ比重来反映地区 产业结构。 劳动力结构（ＬＳ）：劳动力结构代表了旅游产业人力资源情况，旅游产业作为劳动密集型产业，劳动 力结构在一定程度上也会间接影响旅游产业的发展效率，以第三产业就业人数占比来表示劳动力结构。 旅游基础接待能力（ＴＢＲＣ）：一个地区的旅游接待能力是旅游产业发展的基础和支撑，以星级酒店和 旅行社数量来反映重庆市旅游接待能力，星级酒店和旅行社的建设会在短时间内增大投入，而在旅游产 业中其投资回报的周期长的特征势必会影响到旅游产业的效率。 城市化水平（ＵＬ）：城市化水平对城市旅游产业的发展既有正向作用，又有一定的限制，所以把城市

谭建伟，等：基于 ＤＥＡ模型的重庆市旅游产业效率及其影响因素 ６３ 化水平考虑作为影响重庆市旅游产业效率的指标，以非农人口比重来衡量。 相关数据根据《重庆市统计年鉴》（２０００—２０１９年）计算、整理获得。 （二）模型构建与实证分析 基于前文分析，本文主要说明产业结构、劳动力结构、对外开放程度、旅游基础接待能力、城市化水 平、交通区位条件对旅游产业发展效率的影响，构建旅游产业发展效率影响因素的回归模型： ＴＥｔ ＝β０ ＋β１ＩＳｔ＋β２ＬＳｔ＋β３ＴＢＲＣｔ＋β４ＵＬｔ＋μｔ （２） 　　在回归之前，先对所有变量进行平稳性检验，检验结果如表 ４。 　　检验 结 果 表 明，在 ９５％ 的 置 信 水 平 上，只 有 表 ４　变量单位根检验结果 ＩＳ、ＬＳ通过了 ＡＤＦ单位根检验，所有变量不能同时 满足零阶 平 稳，因 此 对 所 有 变 量 进 行 一 阶 差 分 运 变量 检验形式 检验结果 Ｐ值 算，再对一阶差分运算的结果进行 ＡＤＦ检验。结 （１，０，０） ＡＤＦ值 ０．４５６６ 果表明：在 ９５％的置信水平上，所有变量均拒绝存 ＴＥ （０，０，０） －１．６１１５ ０．０００４ 在单位根的原假设。所以，进行一阶差分后的变量 ΔＴＥ （１，１，３） －４．１３４９ ０．００５９ 序列具有平稳性，下一步就可以对变量间是否具有 （１，０，３） －５．０５３８ ０．０２４３ 长期均衡的协整关系进行检验。 ＩＳ （１，１，１） －３．５０８３ ０．００５９ ΔＩＳ （１，０，１） －４．９０６８ ０．０４６３ 利用 Ｅｖｉｅｗｓ８．０进行多变量的协整关系检验， ＬＳ （１，０，０） －３．１０７７ ０．３３３４ 检验结果如表 ５所示。 ΔＬＳ （１，１，０） －１．８７９７ ０．０３２５ 　　由表 ５可以看出，仅 ＴＥ作为被解释变量时，在 ＴＢＲＣ （１，１，０） －３．９５６９ ０．５４４８ ５％的显著性水平下，拒绝变量间无协整关系的原 ΔＴＢＲＣ （０，０，０） －２．０３４５ ０．０２４６ 假设，说明重庆市旅游产业效率与 ４个影响因素变 ＵＬ －２．３０１１ 量之间存在长期均衡的协整关系。从长期来说，可 ΔＵＬ 以进行回归分析。 　　注：检验形式（Ｃ，Ｔ，Ｌ）中，Ｃ、Ｔ、Ｌ分别代表常数项、 基于重庆市旅游产业效率影响因素指标，利用 时间趋势和滞后阶数 Ｅｖｉｅｗｓ８．０进行回归分析，回归结果如表 ６所示。 引入所有影响因素后，从回归结果来看，拟合优度 Ｒ２ ＝０．８６３９，整体拟合较好，从模型整体来看，Ｆ 值为 ２２．０４０７，Ｐ值为 ０．００００，说明在 ９９％的置信水平上影响因素整体显著。就具体指标而言，除去产 业结构不显著外，其余变量均在 ９９％的置信水平上通过了显著性检验。 对影响重庆市旅游产业效率的因素进行回归，便于分析各个因素对重庆市旅游产业效率的影响程度 与方向。从回归结果看来，城市化水平指标对重庆市旅游产业效率有较高的正向拉动作用，而劳动力结 构与旅游基础接待能力这两个指标对重庆市旅游产业效率有一定程度的负向拉动作用。 表 ５　多变量协整关系检验结果 表 ６　重庆市旅游产业效率影响因素回归结果 Ｄｅｐｅｎｄｅｎｔ ｔａｕｓｔａｔｉｓｔｉｃ Ｐ值 Ｖａｒｉａｂｌｅ Ｃｏｅｆｆｉｃｉｅｎｔ ｔＳｔａｔｉｓｔｉｃ Ｐ值 ＴＥ －５．２４８６４３ ０．０４８９ ＩＳ ０．５３７７ ＩＳ －３．５８６２８０ ０．４０８９ ＬＳ ０．５０５９ ０．６３１９ ０．０００１ ＬＳ －４．１２５７８４ ０．２１９２ ０．０００６ －３．７５７９４４ ０．３３１１ ＴＢＲＣ －３．１８７４ －５．２８１６ ０．００００ ＴＢＲＣ －４．８６３２７６ ０．０８９１ ＵＬ ０．００２４ ＵＬ Ｃ －０．０００６ －４．３８４８ ３．２３６６ ７．８７５２ １．０８６０ ３．６９５１

６４ ｈｔｔｐ：／／ｃｌｇｓｋ．ｑｋｓ．ｃｑｕｔ．ｅｄｕ．ｃｎ 　　城市化水平对重庆市旅游产业效率有正向影响，影响系数为 ３．２３６６，即重庆市城市化的推进有助于 旅游产业效率的提高。在旅游产业中，城镇居民的出游能力和消费能力都远远超过农村居民，存在城乡 二元发展结构。随着城市化水平的提高，非农人口比例会大幅上升，也会进一步扩大旅游市场的规模，提 高旅游消费能力，对重庆市旅游产业效率有较为明显的积极拉动作用。同时，城市作为文化的主要集中 地，城市化水平的提高也会使物质性和非物质性的旅游吸引物数量增加，从而对国内外游客产生较强的 吸引力，有效促进重庆市旅游产业的发展。 劳动力结构对重庆市旅游产业效率为消极影响，影 响 的 强 度 与 城 市 化 水 平 相 当，其 影 响 系 数 为 －３．１８７４。其原因主要是旅游产业是劳动密集型产业，其大多数岗位对于就业人员的文化素质要求较 低，从业人员的整体素质会对工作质量与工作效率产生一定程度的影响。虽然其就业人数比重在不断上 升，如果从业人员的素质没得到提升，则始终是高投入低产出。所以，以目前这样的旅游产业劳动力素 质，若就业人员比重增加反而会降低旅游产业效率。 旅游基础接待能力对重庆市旅游产业效率有消极影响。究其原因，可能是旅游产业基础设施的投资 回报周期较长。虽然对星级酒店和旅行社等基础设施的建设会增加旅游接待能力以及对游客的吸引力， 有一定的积极作用，可是短时间获益相比投入而言则较少，因此过度增加旅游产业基础投资，可能难以提 升旅游产业效率。 五、结论与讨论 （一）结论 本文利用 ＤＥＡ模型对重庆市 ２０００—２０１８年旅游产业效率进行测度，并对影响重庆市旅游产业效率 的因素及其作用机理进行研究，结论如下： 第一，重庆市旅游产业效率整体上呈先下降后上升的趋势。２００３—２００９年，主要受 ２００３年“非典” 疫情以及 ２００８年金融危机影响，综合技术效率一直处于较低水平；２０１０—２０１８年，重庆市旅游产业效率 大幅上升后一直保持较高水平，并于 ２０１６—２０１８年达到了 ＤＥＡ有效值。 第二，重庆市旅游产业投入中，旅行社从业人数、第三产业固定投资、文化机构和公路网密度的冗余 率从整体来看处于较低水平，旅行社、星级酒店的冗余率相对处于较高水平，星级酒店的投入冗余情况较 为严重，主要受投资回报周期与季节性影响。 第三，影响重庆市旅游产业效率的主要因素为城市化水平、劳动力结构、旅游基础接待能力。其中， 城市化水平对重庆市旅游产业效率具有正向拉动作用；劳动力结构、旅游接待能力对重庆市旅游产业效 率有一定程度的负向拉动作用。 （二）建议 基于上文重庆市旅游产业效率影响因素的研究，为了提高重庆市旅游产业效率，促进旅游产业发展， 本文从 ３个方面提出建议： 第一，加强人才培养。针对旅游产业从业人员普遍素质不高的问题，旅游企业一方面可以加大对从 业人员的管理水平和服务技能的培训力度，提高从业人员的职业素养与服务意识，从而增加游客的满意 度；另一方面可以和高校合作，旅游企业可以与高校建立一些长期合作的实习基地，高校提供理论支持， 企业给学生提供充足的锻炼与实践机会，同时高校也应紧随时代潮流，与旅游企业密切交流，以市场导向 以及行业需求为标准，设置合理的课程体系，旅游企业在此基础上引进旅游产业的高素质人才，完成旅游 产业从业人员从数量优势转向质量优势的供给侧改革，整体提高旅游产业的管理水平。

谭建伟，等：基于 ＤＥＡ模型的重庆市旅游产业效率及其影响因素 ６５ 第二，优化旅游基础设施投入结构。旅游产业具有投入大、回报周期长的特点，因此，大规模增加旅 游基础设施的投入会影响旅游产业的发展，降低效率。重庆市一方面可以针对不同区域内生态环境、城 市化水平、区位条件以及经济基础的不同，对旅游基础设施进行合理的投入。同时，临近区域的旅游基础 设施可以共建共享，既能减少相关旅游基础设施投入冗余，又能加强区域间的流动性，使旅游目的地的辐 射范围与辐射强度都能得到有效的增加。另一方面可以结合旅游扶贫的政策，对于相对贫困地区适当加 大投入力度，在缩小地区贫富差距的同时，实现资源的有效利用。 第三，完善交通体系。重庆市还需完善公路、铁路、水运、航空交通网络。公路方面，促进区域间公路 的提档升级，对于 Ａ级以上的景区，高效地实现“城景通”和“景景通”，增开旅游客运专线，打造公路自驾 旅游线路；铁路方面，在成渝双城经济圈的背景下，重庆市需加快成渝中线、渝昆高铁等西向的铁路建设， 同时继续推进“米”字形高铁网的构建；水运方面，加快主城两江四岸码头建设，优化沿江港口功能布局， 提高水运旅游效益；航空方面，一方面江北国际机场可以增加国内外旅游航线，另一方面重庆市还需加快 旅游支线机场建设，在推进仙女山机场及各区县通用机场建设的同时，还需增强万州、黔江机场以及巫山 机场的客运能力。交通基础设施不仅是旅游产业的外部支撑，对地区其他产业也有重要作用，特别是对 于旅游脱贫地区，可以打造其特有、高效的旅游线路，产生旅游聚集效应，带动周边产业的发展，巩固地区 脱贫成果。 （三）研究局限与未来研究展望 受旅游产业的综合性以及数据残缺等因素的影响，本研究存在一定的局限性，具体为投入指标与影 响因素指标的选取有完善的空间。未来的研究可以继续对重庆市旅游产业效率的时空动态演化进行研 究，分析重庆市区域旅游产业效率的空间差异，为重庆市旅游资源的合理高效配置提供理论指导。 参考文献： ［１］　ＭＯＲＥＹＲＣ，ＤＩＴＴＭＡＮＤＡ．ＥｖａｌａｔｎａｈｏｔｅｌＧＭ’ｓｐｅｒｆｏｒｍａｎｃｅ：Ａｃａｓｅｓｔｕｄｙｉｎｂｅｎｃｈｍａｒｋｉｎｇ［Ｊ］．ＣｏｒｎｅｌｌＨｏｔｅｌ＆Ｒｅｓｔａｕ ｒａｎｔＡｄｍｉｎｉｓｔｒａｔｉｏｎＱｕａｒｔｅｒｌｙ，１９９５，４４（５）：５３－５９． ［２］　ＰＥＳＴＡＮＡＢＣ．ＡｎａｌｙｓｉｎｇｔｈｅｒａｔｅｏｆｔｅｃｈｎｉｃａｌｃｈａｎｇｅｉｎｔｈｅＰｏｒｔｕｇｕｅｓｅｈｏｔｅｌｉｎｄｕｓｔｒｙ［Ｊ］．ＴｏｕｒｉｓｍＥｃｏｎｏｍｉｃｓ，２００６，１２（３）： ３２５－３４６． ［３］　ＫＯＫＳＡＬＣＤ，ＡＫＳＵ Ａ Ａ．ＥｆｆｉｃｉｅｎｃｙｅｖａｌｕａｔｉｏｎｏｆＡｇｒｏｕｐｔｒａｖｅｌａｇｅｎｃｉｅｓｗｉｔｈｄａｔａｅｎｖｅｌｏｐｍｅｎｔａｎａｌｙｓｉｓ（ＤＥＡ）：Ａ ｃａｓｅ ｓｔｕｄｙｉｎｔｈｅＡｎｔａｌｙａｒｅｇｉｏｎ，Ｔｕｒｋｅｙ［Ｊ］．ＴｏｕｒｉｓｍＭａｎａｇｅｍｅｎｔ，２００７，２８（３）：８３０－８３４． ［４］　ＦＵＥＮＴＥＳＲ．Ｅｆｆｉｃｉｅｎｃｙｏｆｔｒａｖｅｌａｇｅｎｃｉｅｓ：ＡｃａｓｅｓｔｕｄｙｏｆＡｌｉｃａｎｔｅ，Ｓｐａｉｎ［Ｊ］．ＴｏｕｒｉｓｍＭａｎａｇｅｍｅｎｔ，２０１１，３２（１）：７５－８７． ［５］　ＺＨＡＮＧＳ，ＡＮＳ．Ｅｖａｌｕａｔｉｎｇｆｒｅｅｗａｙｔｒａｆｆｉｃｃｏｎｄｉｔｉｏｎｓｂｙｄａｔａｅｎｖｅｌｏｐｍｅｎｔａｎａｌｙｓｉｓｕｓｉｎｇｌｏｏｐｄａｔａ［Ｊ］．ＡｄｖａｎｃｅｄＭａｔｅｒｉａｌｓ Ｒｅｓｅａｒｃｈ，２０１１，１８１－１８２：８９０－８９５． ［６］　ＺＨＡＯＹ，ＴＲＩＡＮＴＩＳＫ，ＭＵＲＲＡＹＴＵＩＴＥＰ，ｅｔａｌ．Ｐｅｒｆｏｒｍａｎｃｅｍｅａｓｕｒｅｍｅｎｔｏｆａｔｒａｎｓｐｏｒｔａｔｉｏｎｎｅｔｗｏｒｋｗｉｔｈａｄｏｗｎｔｏｗｎｓｐａｃｅ ｒｅｓｅｒｖａｔｉｏｎｓｙｓｔｅｍ：ＡｎｅｔｗｏｒｋＤＥＡａｐｐｒｏａｃｈ［Ｊ］．ＴｒａｎｓｐｏｒｔａｔｉｏｎＲｅｓｅａｒｃｈＰａｒｔＥ，２０１１，４７（６）：０－１１５９． ［７］　ＰＥＳＴＡＮＡ ＢＣ，ＬＡＵＲＥＮＴＢ，ＮＩＣＯＬＡＳＰ，ｅｔａｌ．ＰｅｒｆｏｒｍａｎｃｅｏｆＦｒｅｎｃｈｄｅｓｔｉｎａｔｉｏｎｓ：Ｔｏｕｒｉｓｍ ａｔｔｒａｃｔｉｏｎｐｅｒｓｐｅｃｔｉｖｅｓ［Ｊ］． Ｔｏｕｒｉｓｍｍａｎａｇｅｍｅｎｔ，２０１１，３２（１）：１４１－１４６． ［８］　朱承亮，岳宏志，严汉平，等．基于随机前沿生产函数的我国区域旅游产业效率研究［Ｊ］．旅游学刊，２００９（１２）：１８－２２． ［９］　张广海，冯英梅．我国旅游产业效率测度及区域差异分析［Ｊ］．商业研究，２０１３（５）：１０１－１０７． ［１０］ 杨春梅，赵宝福．基于数据包络分析的中国冰雪旅游产业效率分析［Ｊ］．干旱区资源与环境，２０１４（１）：１６９－１７４． ［１１］ 韩元军，吴普，林坦．基于碳排放的代表性省份旅游产业效率测算与比较分析［Ｊ］．地理研究，２０１５（１０）：１９５７－１９７０． ［１２］ 王少华．河南省旅游产业效率测度分解与时空演变［Ｊ］．经济经纬，２０１９（３）：９－１６． ［１３］刘佳，陆菊，刘宁．基于 ＤＥＡＭａｌｍｑｕｉｓｔ模型的中国沿海地区旅游产业效率时空演化、影响因素与形成机理［Ｊ］．资源科

６６ ｈｔｔｐ：／／ｃｌｇｓｋ．ｑｋｓ．ｃｑｕｔ．ｅｄｕ．ｃｎ 学，２０１５（１２）：２３８１－２３９３． ［１４］申鹏鹏，周年兴，张允翔，等．基于 ＤＥＡＭａｌｍｑｕｉｓｔ指数二次分解模型的江苏省旅游产业效率时空演变及影响因素［Ｊ］． 长江流域资源与环境，２０１８（１）：５３－６２． ［１５］王兆峰，赵松松．基于 ＤＥＡＭａｌｍｑｕｉｓｔ模型的湖南省旅游产业效率时空动态演化及影响因素［Ｊ］．长江流域资源与环境， ２０１９（８）：１８８６－１８９７． ［１６］王兆峰，陈青青．基于 ＳｕｐｅｒＳＢＭ模型的张家界旅游效率评价及影响因素［Ｊ］．中南林业科技大学学报（社会科学版）， ２０２０（１）：７１－７６． ［１７］ 王松茂．新疆旅游经济效率及影响因素研究［Ｄ］．乌鲁木齐：新疆大学，２０１５． ［１８］于秋阳，冯学钢，范．基于 ＤＥＡ模型的长三角旅游产业效率差异的评价与对策研究［Ｊ］．经济论坛，２００９（２２）：５９－６３． ［１９］张鹏，于伟，徐东风．我国省域旅游业效率测度及影响因素研究———基于 ＳＦＡ和空间 Ｄｕｒｂｉｎ模型分析［Ｊ］．宏观经济研 究，２０１４（６）：８０－８５，１１２． ［２０］胡亚光．中国旅游产业效率区域评价及其解构分析———基于 ＳＦＡ的实证研究［Ｊ］．当代财经，２０１９（１０）：１０７－１１９． ［２１］曹芳东，黄震方，徐敏，等．风景名胜区旅游效率及其分解效率的时空格局与影响因素———基于 ＢｏｏｔｓｔｒａｐＤＥＡ模型的分 析方法［Ｊ］．地理研究，２０１６，３４（１２）：２３９５－２４０８． ［２２］ 曹芳东，黄震方，吴江，等．国家级风景名胜区旅游效率测度与区位可达性分析［Ｊ］．地理学报，２０１２（１２）：１０１－１１２． ［２３］杨荣海，曾伟．基于 ＤＥＡ方法的云南旅游业效率研究［Ｊ］．云南财经大学学报，２００８（１）：９０－９４． ［２４］钟蕾，刘春燕，谢萍．基于 ＤＥＡ模型的中部六省旅游效率比较研究［Ｊ］．特区经济，２０１３（３）：９３－９４． ［２５］ 康晓羽．交通网络影响下的城市旅游效率分析［Ｄ］．济南：山东财经大学，２０１６． ［２６］ 何俊阳，贺灵，邓淇中．泛珠三角区域入境旅游发展效率评价及影响因素［Ｊ］．经济地理，２０１６（２）：１９７－２０３． ＳｔｕｄｙｏｎｔｈｅｅｆｆｉｃｉｅｎｃｙｏｆＣｈｏｎｇｑｉｎｇｔｏｕｒｉｓｍ ｉｎｄｕｓｔｒｙ ａｎｄｉｔｓｉｎｆｌｕｅｎｃｉｎｇｆａｃｔｏｒｓｂａｓｅｄｏｎＤＥＡ ｍｏｄｅｌ ＴＡＮＪｉａｎｗｅｉａ，ＬＶＭａｏｙｕｂ，ＨＵＩＨｏｎｇａ （ａ．ＳｃｈｏｏｌｏｆＭａｎａｇｅｍｅｎｔ；ｂ．ＳｃｈｏｏｌｏｆＥｃｏｎｏｍｉｃｓａｎｄＦｉｎａｎｃｅ， ＣｈｏｎｇｑｉｎｇＵｎｉｖｅｒｓｉｔｙｏｆＴｅｃｈｎｏｌｏｇｙ，Ｃｈｏｎｇｑｉｎｇ４０００５４，Ｃｈｉｎａ） 　　Ａｂｓｔｒａｃｔ：ＴｈｉｓｐａｐｅｒｕｓｅｓＤＥＡ ｍｏｄｅｌｔｏｍｅａｓｕｒｅｔｈｅｅｆｆｉｃｉｅｎｃｙｏｆｔｏｕｒｉｓｍ ｉｎｄｕｓｔｒｙｉｎＣｈｏｎｇｑｉｎｇｆｒｏｍ ２０００ｔｏ２０１８，ａｎｄｅｘｐｌｏｒｅｓｔｈｅｆａｃｔｏｒｓｉｎｆｌｕｅｎｃｉｎｇｔｈｅｅｆｆｉｃｉｅｎｃｙｏｆｔｏｕｒｉｓｍ ｉｎｄｕｓｔｒｙｉｎＣｈｏｎｇｑｉｎｇａｎｄｉｔｓ ｍｅｃｈａｎｉｓｍ．Ｔｈｅｒｅｓｕｌｔｓｓｈｏｗ ｔｈａｔｔｈｅｅｆｆｉｃｉｅｎｃｙｏｆｔｏｕｒｉｓｍ ｉｎｄｕｓｔｒｙｉｎＣｈｏｎｇｑｉｎｇｄｅｃｒｅａｓｅｓｆｉｒｓｔａｎｄｔｈｅｎ ｉｎｃｒｅａｓｅｓ．Ｔｈｅｉｎｖｅｓｔｍｅｎｔｒｅｄｕｎｄａｎｃｙｏｆｓｔａｒｈｏｔｅｌｓｉｓｓｅｒｉｏｕｓ，ｗｈｉｃｈｉｓｍａｉｎｌｙａｆｆｅｃｔｅｄｂｙｉｎｖｅｓｔｍｅｎｔｒｅｔｕｒｎ ｃｙｃｌｅａｎｄｓｅａｓｏｎａｌｉｔｙ．Ｔｈｅｕｒｂａｎｉｚａｔｉｏｎｌｅｖｅｌｐｌａｙｓａｐｏｓｉｔｉｖｅｒｏｌｅｉｎｄｒｉｖｉｎｇｔｈｅｅｆｆｉｃｉｅｎｃｙｏｆｔｏｕｒｉｓｍｉｎｄｕｓｔｒｙｉｎ Ｃｈｏｎｇｑｉｎｇ．Ｔｈｅｓｔｒｕｃｔｕｒｅｓｏｆｌａｂｏｒｆｏｒｃｅａｎｄｔｏｕｒｉｓｍ ｒｅｃｅｐｔｉｏｎｃａｐａｃｉｔｙｈａｖｅａｎｅｇａｔｉｖｅｐｕｌｌｉｎｇｅｆｆｅｃｔｏｎｔｈｅ ｅｆｆｉｃｉｅｎｃｙｏｆｔｏｕｒｉｓｍ ｉｎｄｕｓｔｒｙｉｎＣｈｏｎｇｑｉｎｇ．Ａｃｃｏｒｄｉｎｇｔｏｔｈｅｅｍｐｉｒｉｃａｌｒｅｓｕｌｔｓ，ｓｏｍｅｓｕｇｇｅｓｔｉｏｎｓａｒｅｐｕｔ ｆｏｒｗａｒｄ，ｓｕｃｈａｓｓｔｒｅｎｇｔｈｅｎｉｎｇｐｅｒｓｏｎｎｅｌｔｒａｉｎｉｎｇ，ｏｐｔｉｍｉｚｉｎｇｔｈｅｉｎｖｅｓｔｍｅｎｔｓｔｒｕｃｔｕｒｅｏｆｔｏｕｒｉｓｍ ｉｎｆｒａｓｔｒｕｃｔｕｒｅ ａｎｄｐｅｒｆｅｃｔｉｎｇｔｈｅｔｒａｎｓｐｏｒｔａｔｉｏｎｓｙｓｔｅｍ． Ｋｅｙｗｏｒｄｓ：ｔｏｕｒｉｓｍ ｉｎｄｕｓｔｒｙｉｎＣｈｏｎｇｑｉｎｇ；ｔｏｕｒｉｓｍ ｉｎｄｕｓｔｒｙｅｆｆｉｃｉｅｎｃｙ；ＤＥＡ ｍｏｄｅｌ；ｉｍｐｒｏｖｅｍｅｎｔｏｆ ｑｕａｌｉｔｙａｎｄｅｆｆｉｃｉｅｎｃｙ （责任编辑　张佑法）

ＪｏｕｒｎａｌｏｆＣｈｏｎｇｑｉｎｇＵｎｉｖｅｒｓｉｔｙｏｆＴｅｃｈｎｏｌｏｇｙ（ＳｏｃｉａｌＳｃｉｅｎｃｅ） ２０２１年第 ３５卷第 １１期 Ｖｏｌ．３５　Ｎｏ．１１　２０２１ ｄｏｉ：１０．３９６９／ｊ．ｉｓｓｎ．１６７４－８４２５（ｓ）．２０２１．１１．００８ 经济学 生产力分布、融资约束与中国企业国际化 康瑞英 （辽宁大学 国际经济政治学院，辽宁 沈阳　１１０１３６） 　　摘要：在经济全球化程度不断加深的背景下，中国各行业的国际化程度逐渐加深，现有研究主要将视 角集中在企业生产率层面，少有研究将行业的生产力分布因素纳入考虑。通过理论建模和实证研究探讨 生产力分布和融资约束两个要素对行业出口和 ＯＦＤＩ的影响。研究结果表明：（１）生产力分布越分散，行 业内出口和 ＯＦＤＩ的企业越少；（２）融资约束对企业出口和 ＯＦＤＩ数量的影响呈倒 Ｕ型，生产力分布在其 中起到调节作用；生产力分布越分散，融资约束影响的出口和 ＯＦＤＩ企业数量越少；（３）考虑到生产力分 布的影响后，融资约束对出口的影响大于对 ＯＦＤＩ的影响。因此，提出以下建议：第一，改善行业内企业的 生产力布局，提高行业内企业生产力分布的集中度；第二，对于行业生产力分布较为分散的行业，应该给 予更多的利息优惠和贷款便利，以提高行业的国际化程度；第三，制定更加具有针对性的促进 ＯＦＤＩ的政 策，助力中国企业国际化发展。 关键词：生产力分布；融资约束；出口；对外直接投资 　　中图分类号：Ｆ７１０；Ｆ８３０　　　文献标识码：Ａ 文章编号：１６７４－８４２５（２０２１）１１－００６７－１４ 一、引言 出口和对外直接投资（ＯｕｔｗａｒｄＦｏｒｅｉｇｎＤｉｒｅｃｔＩｎｖｅｓｔｍｅｎｔ，以下简称“ＯＦＤＩ”）是中国企业国际化的两 种主要方式。２０１８年，中国外贸出口总值为 ２．４８万亿美元，同比增长 ９．９％，其中，排名前五位的行业分 别是机电产品、高新技术产品、手持无线电话机及其零件、自动数据处理设备及其部件、服装及衣着附件。 相应地，２０１８年中国对外直接投资流量达到 １４３０．４亿美元，成为全球第二大对外投资国，对外直接投资 存量达 １．９８万亿美元，涵盖国民经济的 １８个行业大类，主要流向租赁和商务服务、批发零售、金融、信息 传输、制造和采矿等六大领域。中国出口和对外直接投资的迅速发展催生了大量的相关研究，学者们关 注的主要问题是哪些影响因素促进了企业出口和对外直接投资。这类研究从企业层面出发，发现生产率 和融资约束是影响企业国际化选择的主要因素。但是，很少有研究从行业层面来研究生产率和融资约束 的影响方式和影响规律，而国家产业政策的制定更需要对行业发展规律进行深入了解。因此，本文从行 收稿日期：２０２０－０７－０６ 基金项目：国家社会科学基金青年项目“国际货币权力转移与金融科技发展复合视角下的国际金融公共产品供给变革 研究”（１８ＣＧＪ００２） 作者简介：康瑞英，博士研究生，主要从事国际贸易、国际投资研究。 本文引用格式：康瑞英．生产力分布、融资约束与中国企业国际化［Ｊ］．重庆理工大学学报（社会科学），２０２１（１１）：６７－８０． Ｃｉｔａｔｉｏｎｆｏｒｍａｔ：ＫＡＮＧ Ｒｕｉｙｉｎｇ．Ｐｒｏｄｕｃｔｉｖｉｔｙｄｉｓｔｒｉｂｕｔｉｏｎ，ｆｉｎａｎｃｉｎｇｃｏｎｓｔｒａｉｎｔｓａｎｄＣｈｉｎｅｓｅｅｎｔｅｒｐｒｉｓｅｓ’ｉｎｔｅｒｎａｔｉｏｎａｌｉｚａｔｉｏｎ［Ｊ］．Ｊｏｕｒｎａｌｏｆ ＣｈｏｎｇｑｉｎｇＵｎｉｖｅｒｓｉｔｙｏｆＴｅｃｈｎｏｌｏｇｙ（ＳｏｃｉａｌＳｃｉｅｎｃｅ），２０２１（１１）：６７－８０．

６８ ｈｔｔｐ：／／ｃｌｇｓｋ．ｑｋｓ．ｃｑｕｔ．ｅｄｕ．ｃｎ 业层面出发，引入生产力分布这一变量，考察生产力分布如何影响行业内企业出口和对外直接投资数量。 另外，缓解融资约束的政策包括金融发展、金融市场化、宽松的货币政策、利率市场化等，这些政策会同时 促进企业出口和 ＯＦＤＩ，导致行业内出口和 ＯＦＤＩ企业数量的增加。那么，同样的政策在促进出口和 ＯＦＤＩ 方面是否有差别呢？这是本文关注的另一个问题。 新新贸易理论表明，企业国际化水平与企业生产力直接相关，生产率最高的企业会选择对外直接投 资，生产率居中的企业会选择出口，生产率最低的企业仅能服务于本国市场。这就意味着，出口和 ＯＦＤＩ 均存在着生产率门槛 效 应，而 生 产 率 门 槛 上 具 体 有 多 少 企 业 还 要 取 决 于 一 个 行 业 的 生 产 力 分 布 情 况。 Ｈｅｌｐｍａｎ等通过构建理论模型（以下简称“ＨＭＹ模型”）和实证检验发现，行业生产力分布越分散，出口的 企业越少，ＯＦＤＩ的企业越多［１］。但是该模型基于一个关键的理论假设———“邻近 －集中交易”（Ｐｒｏｘｉｍｉｔｙ ＣｏｎｃｅｎｔｒａｔｉｏｎＴｒａｄｅｏｆｆ），企业出口过程中需要支付关税和运费等可变成本，但不需要支付在海外新建生产 设施的固定成本，这就导致出口产品的成本构成中可变成本较高，但固定成本较低；而对外直接投资需要 支付在东道国新建生产设施等的固定成本，但不需要支付关税和运费等可变成本，所以可变成本较低，固 定成本较高［２－４］。因此，企业会综合考虑固定成本和可变成本带来的总成本，在出口和 ＯＦＤＩ两种国际市 场参与方式中选择成本较低的生产方式，这被称为 “邻近 －集中交易”。这一假定将 ＨＭＹ模型中所指的 对外直接投资限制在了水平型 ＯＦＤＩ，水平型 ＯＦＤＩ会替代母国对东道国出口［５］，这意味着出口和 ＯＦＤＩ 之间是相互替代的。美国等发达国家的发展历史也证明，出口和 ＯＦＤＩ的替代效应是存在的［６］，但关于 中国的现有实证研究则表明，中国企业的 ＯＦＤＩ有“贸易创造”效应［７－８］。因此，ＨＭＹ理论模型可能并不 适用于中国的现实情况。基于这种考虑，本文在原有理论模型的基础上，放弃了“邻近 －集中交易”的假 设条件，对理论模型进行了修改，用以考察生产力分布对我国企业国际化的影响。 融资约束会通过提高企业的生产力门槛来抑制企业的出口和 ＯＦＤＩ［９－１３］。因为 ＯＦＤＩ的固定成本大 于出口的固定成本，融资约束对企业 ＯＦＤＩ的影响要大于对企业出口的影响［１４－１５］，但现有研究显然并未 考虑到生产力分布的影响。现有行业生产力分布的假设情况较为复杂，但普遍认为生产率较低的企业较 多，而生产率较高的企业较少。在这种现实下，由于出口企业的生产率门槛低于 ＯＦＤＩ的生产率门槛，具 备出口能力的企业相对较多，而具备 ＯＦＤＩ能力的企业相对较少，因此当考虑到生产力分布的影响后，融 资约束对企业 ＯＦＤＩ的影响大于企业出口的影响这一结论不一定成立。 可见，生产力分布既可以单独影响中国企业国际化，又可以在融资约束影响企业国际化的过程中发 挥作用。生产力分布（ＰｒｏｄｕｃｔｉｖｉｔｙＤｉｓｔｒｉｂｕｔｉｏｎ）包括生产力的行业分布和空间分布，本文的生产力分布主 要是指生产力的行业分布，定义为一个行业内企业生产力的分布规律，它是行业布局、行业发展阶段和行 业性质综合作用的结果。采用生产力分布这一概念主要是为了区别于以往的生产力布局这一概念，生产 力布局亦称生产力配置，是指生产力在地理位置上的分布和配置，即在一定范围内（国家、地区、城市等） 生产力系统的空间分布与组合。生产力布局能体现出较强的政策动机和主观能动性，侧重于政府对企业 生产行为的规划和配置，但生产力分布这一概念侧重于行业内企业竞争后的自然结果和客观规律，国家 可以通过生产力布局影响生产力分布规律，但不能对生产力分布规律起到决定性作用［１６］。 为明确生产力分布在中国企业国际化中的作用方式，本文在 ＨＭＹ理论的基础上修改假设条件，构建 新的更加适应中国实际情况的理论模型，然后采用 ２００４年到 ２０１０年的中国工业企业数据库对理论模型 的结论进行检验。结果表明：首先，行业生产力分布越分散，出口和 ＯＦＤＩ的企业数量越少；其次，融资约 束对出口企业数量和 ＯＦＤＩ企业数量的影响呈倒 Ｕ型，生产力分布在其中起到调节作用；然后，生产力分 布越分散，融资约束影响的出口企业数量和 ＯＦＤＩ企业数量越少；最后，考虑到生产力分布后，融资约束对 出口企业数量的影响要大于对 ＯＦＤＩ企业数量的影响。

康瑞英：生产力分布、融资约束与中国企业国际化 ６９ 本文其余部分的安排如下：第二部分为理论模型构建和假设提出；第三部分为计量模型、数据来源和 变量描述；第四部分为回归结果分析；第五部分为结论。 二、理论模型和假设的提出 （一）基本理论模型 假设两个对称国家，具有 Ｈ＋１个行业，Ｈ个行业生产异质性商品，１个行业生产同质化商品。一国 的总效用函数如下： Ｕ ＝ＭμＡ１－μ，０＜μ＜１ （１） 其中，Ｍ代表异质性商品加总的消费函数，Ａ代表同质性商品的消费函数。异质性商品消费占比为 μ，同 质性商品消费占比为 １－μ。 每个异质性行业用 ｈ表示，Ｈ个行业异质性商品消费的总效用为： Ｈ （２） Ｍ ＝∏μｈ ｈ＝１ 　　每个行业的消费者效用函数为 ＣＥＳ形式： ∫μｈ ＝［ ｑ（ｖ）βｄｖ］１／β （３） ｖ∈Ｖ 其中，ｈ行业内共有 Ｖ个品牌的产品，每个品牌产品的消费量为 ｑ（ｖ），其中，ｖ∈Ｖ。行业内各品牌之间的 替代弹性为 ε＝１／（１－β），ε＞１。 假设每单位同质化商品仅需要一个劳动力，而每单位劳动力的价格 ｗ＝１，一国总消费等于劳动力数 量，Ｙ＝Ｌ。行业 ｈ的总消费占总收入的比例设为 α，因此，ｈ行业总消费为 ∫Ｅ ＝αＰＹ，Ｐ ＝ ｎ （４） ｐ（ｖ）ｄｖ ０ 其中，ｎ代表市场上的所有产品种类，包括同质化行业商品和异质性行业商品。 在垄断竞争条件下，每个厂商有能力对自己的产品进行定价，定价策略为对产品加价 １／β，其中，β＝ １－１，ｈ行业内企业的生产力分布服从 Ｇ（ａ），每个厂商从 Ｇ（ａ）中随机抽取一个 ａ，意味着该厂商生产 ε 一单位产品需要使用 ａ单位劳动力，厂商的生产率为 １／ａ，厂商的生产成本为 ｃ（ｑ）＝ａｑ，商品价格为 ｐ＝ （１＋β）ａ／β，商品需求量 ｑ是消费和价格的函数，ｑ＝Ｅｐ－ε。因此，将商品运到海外的关税和运输单位成 本用冰山运输成本 τ来表示，τ＞１，则出口和对外直接投资的利润函数如下： １ １＋β１－εＥ １＋β β [ ( ) ]πＸ ＝τｐｑ－τｃ（ｑ）－ｆＸ ＝（τａ）１－ε －ｆＸ （５） １ １＋β１－εＥ １＋β β [ ( ) ]πＩ ＝ｐｑ－ｃ（ｑ）－ｆＩ ＝ａ１－ε －ｆＩ （６） 　　出口需要支付较高的边际成本，而对外直接投资需要支付较高的固定成本 ｆＩ＞τε－１ｆＸ。 （７） （８） Ｂ＝１１＋β １＋β１－εＥ，显然 （９） β ( )令 Ｂ只与成本加成率和替代弹性有关，与其他无关，则 πＸ ＝τａ１－εＢ－ｆＸ πＩ ＝ａ１－εＢ－ｆＩ 　　只有当 πＸ ＞０时，企业进行出口，此时出口生产率门槛为 ａ１－ε ＝τ１ｆ－ＸεＢ Ｘ

７０ ｈｔｔｐ：／／ｃｌｇｓｋ．ｑｋｓ．ｃｑｕｔ．ｅｄｕ．ｃｎ 　　同理，企业进行对外直接投资的生产率门槛为 ａ１－ε ＝ ｆＩ （１０） Ｉ Ｂ 　　当 ｆＩ＞τε－１ｆＸ 时，ａ１Ｉ－ε＞ａ１Ｘ－ε，因为 ε＞１，ａ１Ｘ－ε是出口生产率门槛 １／ａＸ 的代理变量，ａ１Ｉ－ε 是 １／ａＩ的代 理变量，因此，ＯＦＤＩ的生产率门槛大于出口的生产率门槛。 （二）融资约束下理论模型的扩展 假设企业出口和对外直接投资的固定成本融资约束，全部需要进行外援融资，融资成本为 ｒ，此时利 润函数变为 πＸ ＝τａ１－εＢ－（１＋ｒ）ｆＸ （１１） πＩ ＝ａ１－εＢ－（１＋ｒ）ｆＩ （１２） 　　生产率门槛变为 ａ１－ε ＝（１τ１＋－εｒＢ）ｆＸ （１３） Ｘ１ ａ１－ε ＝（１＋Ｂｒ）ｆＩ （１４） Ｉ１ 　　则相应的生产率门槛的提升幅度为 Δａ１Ｘ１－ε ＝τ１ｒ－ｆεＸＢ （１５） Δａ１Ｉ１－ε ＝ ｒｆＩ （１６） Ｂ 　　可见，Δａ１Ｉ１－ε＞Δａ１Ｘ１－ε，即 ＯＦＤＩ生产率门槛的提升幅度大于出口生产率门槛的提升幅度。 综上，这一部分说明融资约束会提高出口和 ＯＦＤＩ的生产率门槛，并且融资约束对 ＯＦＤＩ生产率门槛 的提升作用要大于融资约束对出口的生产率门槛的提升作用。 （三）生产力分布、融资约束与企业国际化 在前文的基础上，我们进一步加入生产力分布函数。当生产力服从均匀分布的时候，生产力门槛变 化影响的企业数如图 １。当生产力分布服从均匀分布时，融资约束影响的出口企业数量为面积 Ｃ，融资约 束影响的 ＯＦＤＩ企业数量见面积 Ｄ。 [ ]假设生产力分布服从 １ｃ，１ｄ 的均匀分布，则受到融资约束影响的企业数量为： Ｃ ＝（ａ１Ｘ１ －ａ１Ｘ） （１ｄ － １ｃ） （１７） Ｄ ＝（ａ１Ｉ１ －ａ１Ｉ） （１ｄ － １ｃ） （１８） 　　显而易见，Ｄ＞Ｃ，因此在均匀分布下，融资约束影响的 ＯＦＤＩ的企业数量大于融资约束影响的出口的 企业数量。 但现实生活中企业的生产力分布却并非均匀分布的理想状况，较为可能的情况是符合帕累托分布， 即生产率低的企业较多，生产率高的企业较少。我们假设生产力分布符合帕累托分布，得到图 ２，融资约 束影响的出口企业数量见面积 Ｅ，融资约束影响的 ＯＦＤＩ企业数量见面积 Ｆ。

康瑞英：生产力分布、融资约束与中国企业国际化 ７１ 图 １　生产力服从均匀分布时融资约束 图 ２　生产力服从帕累托分布时融资约束 　对行业内企业的影响 　对行业内企业的影响 　　根据前文设定，每个厂商生产一单位产品所需的劳动力服从 Ｆ（Ｘ＞ａ）＝ａ－ｋ，ａ∈［１，＋∞），服从帕 累托分布，因此 ( )Ｆ（Ｘ ＞ １） ＝ １ －ｋ ＝ａｋ （１９） ａａ 其中，ｋ为生产力分布的离散度，ｋ＞１，ｋ越大，生产力分布越集中。此时，融资约束影响的企业数量为 Ｅ ＝ａＸｋ －ａＸｋ１ （２０） Ｆ ＝ａｋＩ －ａＩｋ１ （２１） 　　由于 ａ１－ε －ａ１Ｘ－ε ＜ａ１Ｉ１－ε －ａ１Ｉ－ε，１－ε＜０，推出，ａＸｋ －ａＸｋ１ ＞ａＩｋ－ａＩｋ１，ｋ＞１。因此，可推 测 Ｅ＞Ｆ，与前 Ｘ１ 文均匀分布的情况相反。在帕累托分布的假设下，融资约束影响的出口的企业数量多于 ＯＦＤＩ的企业数 量。此外 Ｅ和 Ｆ的大小与生产力离散度 ｋ有关。 ( ) ( )在帕累托分布下，出口企业数量为 Ｆ １ Ｆ １ ，考察企业数量和 ａＸ ，ＯＦＤＩ企业数量为 ａＩ ｋ的关系： ( ) ( )Ｆ １ Ｆ １ ａＸ ａＩ ｋ ＞０， ｋ ＞０ （２２） 　　可见，ｋ越大，出口和 ＯＦＤＩ的企业数量越多。说明，生产力分布越集中，出口和 ＯＦＤＩ的企业数量越 多，行业生产力分布越分散，行业内出口和 ＯＦＤＩ的企业数量越少。 进一步分析生产力离散度、融资约束和出口、ＯＦＤＩ企业数量之间的关系，分别用 Ｅ和 Ｆ生产力分布 ｋ求偏导，发现 Ｅ ＝ａｋＸｌｎａＸ －ａｋＸ１ｌｎａＸ１ ＞０ （２３） ｋ Ｆ ＝ａＩｋｌｎａＩ －ａＩｋ１ｌｎａＩ１ ＞０ （２４） ｋ 　　可见，生产力分布越分散，行业内受融资约束影响的出口和 ＯＦＤＩ的企业数量越少。行业内出口企业 的数量越多意味着企业出口的概率越大，行业内出口企业的数量越少意味着企业出口的概率越小。ＯＦ ＤＩ同理可证。因此，提出如下假设： 假设 １：生产力分布越分散，行业内出口企业的数量越少。 假设 ２：生产力分布越分散，行业内 ＯＦＤＩ的企业数量越少。 假设 ３：生产力分布越分散，融资约束对出口企业数量的影响越小。 假设 ４：生产力分布越分散，融资约束对 ＯＦＤＩ企业数量的影响越小。 假设 ５：融资约束影响的出口企业数量大于融资约束影响的 ＯＦＤＩ企业数量。

７２ ｈｔｔｐ：／／ｃｌｇｓｋ．ｑｋｓ．ｃｑｕｔ．ｅｄｕ．ｃｎ 三、模型设定、变量描述和数据来源 （一）模型设定 根据既往研究和前文的理论模型，本文的回归模型设定如下： ｌｎｓｕｍｅｘｈｔ ＝β０ ＋β１ｇｒｏｕｐｈａｎｇｙｅｈｔ＋β２ｌｎｓａｉｔ＋βｃｏｎｔｒｏｌｓｉｔ＋μｔ＋εｉｔ （２５） 　　由于现有研究普遍认为融资约束仅影响生产率在一定范围内的企业的出口，所以融资约束对企业出 口的影响呈倒 Ｕ型，本文的研究则表明融资约束对企业出口的影响仅存在于生产率门槛附近，也表明融 资约束对企业出口的影响呈倒 Ｕ型，因此，在回归中引入融资约束的二次项。 ｌｎｓｕｍｅｘｈｔ ＝β０ ＋β１ｇｒｏｕｐｈａｎｇｙｅｈｔ＋β２ｌｎｓａｉｔ＋β３ｌｎｓａ２ｉｔ＋βｃｏｎｔｒｏｌｓｉｔ＋μｔ＋εｉｔ （２６） 　　进一步，为了证明生产力分布对融资约束影响出口的调节作用，引入生产力分布和融资约束的交互 项。 ｌｎｓｕｍｅｘｈｔ ＝β０ ＋β１ｇｒｏｕｐｈａｎｇｙｅｈｔ＋β２ｌｎｓａｉｔ＋β３ｇｒｏｕｐｈａｎｇｙｅｈｔｌｎｓａｉｔ＋βｃｏｎｔｒｏｌｓｉｔ＋μｔ＋εｉｔ （２７） ｌｎｓｕｍｅｘｈｔ ＝β０ ＋β１ｇｒｏｕｐｈａｎｇｙｅｈｔ＋β２ｌｎｓａｉｔ＋β３ｌｎｓａ２ｉｔ＋β４ｇｒｏｕｐｈａｎｇｙｅｈｔｌｎｓａｉｔ＋ β５ｇｒｏｕｐｈａｎｇｙｅｈｔｌｎｓａ２ｉｔ＋βｃｏｎｔｒｏｌｓｉｔ＋μｔ＋εｉｔ （２８） 其中，ｌｎｓｕｍｅｘｈｔ表示 ｈ行业 ｔ年的出口企业个数，ｇｒｏｕｐｈａｎｇｙｅｈｔ代表 ｈ行业 ｔ年的行业生产力分布情况，ｌｎ ｓａｉｔ代表 ｉ企业 ｔ年的融资约束，ｃｏｎｔｒｏｌｓｉｔ代表 ｉ企业 ｔ年的控制变量，包括企业生产率（ｔｆｐ＿ｅ）、企业年龄（ｌｎ ａｇｅ）、企业规模（ｌｎＬ）、企业资本密集度（ｌｎｉｎｔｅｎｓ）。 同理，ＯＦＤＩ相关检验与出口相关检验方式相同，如： 　　ｌｎｓｕｍｆｄｉｈｔ＝β０ ＋β１ｇｒｏｕｐｈａｎｇｙｅｈｔ＋β３ｌｎｓａｉｔ＋β４ｌｎｓａ２ｉｔ＋β４ｇｒｏｕｐｈａｎｇｙｅｈｔｌｎｓａｉｔ＋ （２９） β５ｇｒｏｕｐｈａｎｇｙｅｈｔｌｎｓａ２ｉｔ＋βｃｏｎｔｒｏｌｓｉｔ＋μｔ＋εｉｔ 其中，ｌｎｓｕｍｆｄｉｈｔ表示 ｈ行业 ｔ年的对外直接投资企业的数量。 （二）数据来源 数据来源主要有两个：一是国家统计局发布的“中国工业企业数据库”，二是商务部发布的《境外投 资企业（机构）名录》（下简称《名录》）。中国工业企业数据库主要提供了企业的财务变量、是否出口的 变量，而《名录》主要提供了企业是否有 ＯＦＤＩ的变量。将两者进行合并，得到一个 ２００４—２０１０年的非平 衡面板数据。考虑到中国工业企业数据库可能存在的问题，对中国工业企业数据库进行如下处理：（１） 删除资产总额、销售额、从业人数、固定资产缺失或者为 ０的变量；（２）删除从业人数小于 ８的样本；（３） 删除流动资产大于总资产的样本。最后得到 ２０６５６５６个样本，其中出口 ７５２０７１项，ＯＦＤＩ共 ２１８５项。 （三）变量描述 １．出口企业数量 根据每年 ３９个行业的出口企业数量汇总计算，并进行对数标准化。 ２．ＯＦＤＩ企业数量 根据每年 ３９个行业的 ＯＦＤＩ企业数量汇总计算，并进行对数标准化。 ３．生产力分布 生产力分布用一个行业内企业全要素生产力的标准差来表示，行业内生产率之间的标准差越大，代 表行业生产力分布越分散。另外，企业主营业务收入的标准差也可以表示企业生产力分布情况。因此，

康瑞英：生产力分布、融资约束与中国企业国际化 ７３ 用企业主营业务收入的标准差进行稳健性检验。根据 ２００４年至 ２０１０年的数据，计算生产力分布情况， 按照生产率离散度分为高生产率离散度、中等生产率离散度和低生产率离散度三组。具体结果见表 １。 生产率分布离散度 表 １　２００４—２０１０年行业生产力离散度范围 高生产率离散度 行业（９个） 行业名称 中等生产率离散度 饮料制造业；石油加工、炼焦及核燃料加工业；黑色金属冶炼及压延加工业；有色金属冶炼 行业（１３个） 及压延加工业；通信设备、计算机及其他电子设备制造业；电力、热力的生产和供应业；燃气 生产和供应业；石油和天然气开采业；烟草制造业 低生产率离散度 行业（１３个） 黑色金属矿采选业；农副食品加工业；食品制造业；化学原料及化学制品制造业；专用设备 制造业；电气机械及器材制造业；仪器仪表及文化、办公用机械制造；医药制造业；煤炭开采 和选洗业；有色金属矿采选业；其他采矿业；化学纤维制造业；交通运输设备制造业；废弃资 源和废旧材料回收加工业 皮革、毛皮、羽毛（绒）及 其 制 品 业；家 具 制 造 业；造 纸 及 纸 制 品 业；印 刷 业 和 记 录 媒 介 的 复 制；橡胶制品业；非金属矿物制品业；金属制品业；非金属矿采选业；通用设备制造业；纺织 业；纺织、服装、鞋、帽制造业；木材加工及木、竹、藤、棕、草制品业；文教体育用品制造业；塑 料制品业 　　数据来源：作者根据《中国工业企业数据库》２００４—２０１０年数据统计 　　根据统计结果，高生产率离散度行业主要集中在有色金属冶炼及压延加工业，通信设备、计算机等高 技术电子设备制造业，以及电力、热力、燃气供应业。低生产率离散度行业主要集中在轻工业、纺织业和 金属、非金属采选业。 ４．融资约束 融资约束采取 ＳＡ指数来计算［１７］，计算公式为：ＳＡ指数 ＝－０．７３７ｓｉｚｅ＋０．０４３ｓｉｚｅ２ －００４ａｇｅ，其中 ａｇｅ表示企业年龄，ｓｉｚｅ表示以百万为单位的企业资产总额。由于根据计算的 ＳＡ指数最大值和最小值之 间相差较大，并且存在负值，因此将 ＳＡ指数加一个固定常数调为正值并进行对数标准化。 ５．控制变量 控制变量包括企业全要素生产率、企业年龄、企业规模、企业资本密集度。企业全要素生产率用索洛 余值来计算，其中，资产用资产总额表示，劳动力用从业人数表示，产出用主营业务收入表示；企业年龄用 年份减去企业成立时间来计算；企业规模用从业人数来表示；资本密集度用固定资产和劳动力的比值来 表示。对企业年龄、企业规模和资本密集度 ３个控制变量进行对数标准化。 四、实证结果分析 （一）生产力分布、融资约束与出口 首先，考虑生产力分布、融资约束对行业内出口企业数量的影响。根据 Ｈａｕｓｍａｎ检验结果，采用面板 数据固定效应模型，为了保证回归结果不受年份变化因素的影响，控制了年份虚拟变量。所有表中（１） 列为基础回归；所有表中（２）列在第一列的基础上加入了融资约束的二次项；所有表中（３）列在所有表中 （１）列的基础上加入了生产力分布和融资约束的交乘项；所有表中（４）列在所有表中（２）列的基础上，加 入了融资约束一次项、二次项和生产力的交互项。回归结果见表 ２。 生产力分布的回归系数始终在 １％的水平上显著为负，表示生产力分布越分散，行业内出口的企业 数量越少，假设 １得证。融资约束对行业出口企业数量的影响则较为复杂，表 ２（１）列融资约束对出口企 业数量的影响系数为负但并不显著。表 ２（２）列融资约束的一次项的系数为正，二次项的系数为负，均在

７４ ｈｔｔｐ：／／ｃｌｇｓｋ．ｑｋｓ．ｃｑｕｔ．ｅｄｕ．ｃｎ １％的水平上显著，证明融资约束对出口企业数量的影响为倒 Ｕ型，与模型中“融资约束对生产率门槛附 近的企业影响最大”一致，也与既往的对企业出口概率的研究结论相一致。表 ２（３）列中，融资约束的回 归系数显著为负，行业生产力分布和融资约束的交互项回归系数为正，证明生产力分布越分散，融资约束 影响的出口企业数量越少。表 ２（４）列，融资约束一次项的系数显著为负，融资约束二次项的系数显著为 正，两者与行业生产力的交互项的系数均与原指数系数相反且显著，说明行业生产力分布在融资约束抑 制企业出口的过程中起到调节作用，会减轻融资约束对出口的抑制作用，假设 ３得证。 表 ２　生产力分布、融资约束与出口 ＶＡＲＩＡＢＬＥＳ （１） （２） （３） （４） ｇｒｏｕｐｈａｎｇｙｅ ｌｎｓｕｍｅｘ ｌｎｓｕｍｅｘ ｌｎｓｕｍｅｘ ｌｎｓｕｍｅｘ －６．００７ －６．００７ －７．４６４ －８．４１１ ｌｎｓａ （０．０２００） （０．０２００） （０．０７６５） （０．０９３５） ｌｎｓａ２ －０．０１０９ ０．１４７ －１．１６９ －２．１１３ ｇｒｏｕｐｈａｎｇｙｅｌｎｓａ （０．００９９７） （０．０１５８） （０．０５９６） （０．０９４９） ｇｒｏｕｐｈａｎｇｙｅｌｎｓａ２ －０．０５３１ ０．２３４ （０．００４１３） １．０７１ （０．０２５２） （０．０５４３） ２．１４２ （０．０８７５） ｔｆｐ＿ｅ －０．０１０１ －０．００９９２ －０．０１０３ －０．２７４ （０．０００７８７） （０．０００７８７） （０．０００７８７） （０．０２２０） ｌｎａｇｅ －０．０１０２ ０．０２５４ ０．０２５３ ０．０２４６ （０．０００７８７） ｌｎＬ （０．００１３３） （０．００１３３） （０．００１３３） ０．０２４３ （０．００１３３） ｌｎｉｎｔｅｎｓ ０．００３０１ ０．００３４８ ０．００１８３ ０．００２２８ （０．００１１３） （０．００１１３） （０．００１１３） （０．００１１３） Ｃｏｎｓｔａｎｔ －０．００２９１ －０．００２７３ －０．００３３４ －０．００３１４ （０．０００６４５） （０．０００６４５） （０．０００６４５） （０．０００６４５） ＹｅａｒＣｏｎｔｒｏｌ １４．７０ １４．５８ １６．２８ １７．１３ Ｏｂｓｅｒｖａｔｉｏｎｓ （０．０２４１） （０．０２５９） （０．０８４０） （０．１００） Ｒｓｑｕａｒｅｄ Ｎｕｍｂｅｒｏｆｉｄ Ｙｅｓ Ｙｅｓ Ｙｅｓ Ｙｅｓ ２０５７４０１ ２０５７４０１ ２０５７４０１ ２０５７４０１ ０．６８６ ０．６８６ ０．６８６ ０．６８６ ５３４４５３ ５３４４５３ ５３４４５３ ５３４４５３ 　　注：括号内为稳健标准误；、、分别表示回归系数在 １％、５％、１０％的水平上显著 （二）生产力分布、融资约束与 ＯＦＤＩ 进一步分析生产力分布、融资约束对行业内 ＯＦＤＩ企业个数的影响。沿袭上文，依然采用固定效应面 板回归，同时控制年份虚拟变量。在表 ３（１）（２）（３）（４）列中，行业生产力分布均显著为负，证明行业生 产力分布越分散，ＯＦＤＩ的企业数量越少，假设 ２得证。再分析融资约束的影响，在表 ３（２）列中，融资约 束的一次项显著为正，融资约束的二次项显著为负，证明融资约束对企业 ＯＦＤＩ的影响也呈倒 Ｕ型。表 ３ （３）列中，融资约束的系数显著为负，融资约束和生产力分布的交互项显著为正，生产力分布越分散，融 资约束对 ＯＦＤＩ的抑制作用越小。表 ３（４）列中，融资约束的一次项显著为负，一次项和生产力分布的交

康瑞英：生产力分布、融资约束与中国企业国际化 ７５ 互项显著为正，融资约束的二次项显著为正，二次项和生产力分布的交互项显著为负，再次证明分散的生 产力分布减小融资约束对 ＯＦＤＩ的影响，假设 ４得证。 表 ３　生产力分布、融资约束与 ＯＦＤＩ ＶＡＲＩＡＢＬＥＳ （１） （２） （３） （４） ｇｒｏｕｐｈａｎｇｙｅ ｌｎｓｕｍｆｄｉ ｌｎｓｕｍｆｄｉ ｌｎｓｕｍｆｄｉ ｌｎｓｕｍｆｄｉ －２．７１７ －２．７１７ －３．０２５ －３．２６８ ｌｎｓａ （０．０１９０） （０．０１９０） （０．０７２５） （０．０８８６） ｌｎｓａ２ ０．００１５３ ０．０５４２ －０．２４３ －０．４６６ ｇｒｏｕｐｈａｎｇｙｅｌｎｓａ （０．００９４４） （０．０１５０） （０．０５６４） （０．０８９９） ｇｒｏｕｐｈａｎｇｙｅｌｎｓａ２ －０．０１７７ ０．０４９７ （０．００３９２） ０．２２６ （０．０２３９） （０．０５１４） ０．４９２ （０．０８２９） ｔｆｐ＿ｅ －０．００２７９ －０．００２７５ －０．００２８５ －０．０６４１ （０．０００７４５） （０．０００７４５） （０．０００７４５） （０．０２０８） ｌｎａｇｅ －０．００２８１ ０．０３０２ ０．０３０１ ０．０３００ （０．０００７４５） ｌｎＬ （０．００１２６） （０．００１２６） （０．００１２６） ０．０２９９ （０．００１２６） ｌｎｉｎｔｅｎｓ ０．００５４９ ０．００５６５ ０．００５２４ ０．００５３８ （０．００１０７） （０．００１０７） （０．００１０７） （０．００１０７） Ｃｏｎｓｔａｎｔ －０．０００８３７ －０．０００７７７ －０．０００９２９ －０．０００８７０ （０．０００６１１） （０．０００６１１） （０．０００６１１） （０．０００６１１） ＹｅａｒＣｏｎｔｒｏｌ ３．９０５ Ｏｂｓｅｒｖａｔｉｏｎｓ ３．３６０ ３．３２０ ３．６９５ （０．０９５２） Ｒｓｑｕａｒｅｄ （０．０２２９） （０．０２４５） （０．０７９６） Ｙｅｓ Ｙｅｓ Ｙｅｓ Ｙｅｓ ２０５７４０１ ２０５７４０１ ２０５７４０１ ２０５７４０１ ０．６８８ ０．６８８ ０．６８８ ０．６８８ 　　注：括号内为稳健标准误；、、分别表示回归系数在 １％、５％、１０％的水平上显著 （三）生产力分布对企业出口和 ＯＦＤＩ影响的比较 生产力分布对企业出口和 ＯＦＤＩ的影响具体有什么区别呢？根据上文回归，生产力分布、融资约束对 企业出口的影响可总结为以下公式： ｌｎｓｕｍｅｘｈｔ＝１７．１３－８．４１１ｇｒｏｕｐｈａｎｇｙｅｈｔ－２．１１３ｌｎｓａｉｔ＋０．２３４ｌｎｓａ２ｉｔ＋２．１４２ｇｒｏｕｐｈａｎｇｙｅｈｔｌｎｓａｉｔ－ ０．２７４ｇｒｏｕｐｈａｎｇｙｅｈｔｌｎｓａ２ｉｔ＋βｃｏｎｔｒｏｌｓｉｔ＋μｔ＋εｉｔ （３０） ｌｎｓｕｍｆｄｉｈｔ＝３．９０５－３．２６８ｇｒｏｕｐｈａｎｇｙｅｈｔ－０．４６６ｌｎｓａｉｔ＋０．０４９７ｌｎｓａ２ｉｔ＋０．４９２ｇｒｏｕｐｈａｎｇｙｅｈｔｌｎｓａｉｔ－ ０．０６４ｇｒｏｕｐｈａｎｇｙｅｈｔｌｎｓａ２ｉｔ＋βｃｏｎｔｒｏｌｓｉｔ＋μｔ＋εｉｔ （３１） 由于两个方程的回归系数均在 １％的水平上显著，不存在显著性差异，可以直接比较两个方程的回 归系数，前者 的 融 资 约 束 的 回 归 系 数 为 －２．１１３，０．２３４，２．１４２和 －０．２７４，后 者 相 应 的 回 归 系 数 为 －０．４６６，０．０４９７，０．４９２和 －０．０６４１，前者的回归系数的绝对值均大于后者，证明从行业角度讲，融资约 束影响的出口企业数量多于 ＯＦＤＩ企业数量，假设 ５得证。

７６ ｈｔｔｐ：／／ｃｌｇｓｋ．ｑｋｓ．ｃｑｕｔ．ｅｄｕ．ｃｎ （四）稳健性检验 为了增加研究的可靠性，本文进行了一系列稳健性检验，首先，将生产力分布变量替换为主营业务收 入的标准差，采用面板数据固定效应模型进行稳健性检验，结果见表 ４和表 ５。 表 ４　生产力分布、融资约束与出口（替换生产力分布变量） ＶＡＲＩＡＢＬＥＳ （１） （２） （３） （４） ｄｉｓｐｅｒｓｉｏｎ ｌｎｓｕｍｅｘ ｌｎｓｕｍｅｘ ｌｎｓｕｍｅｘ ｌｎｓｕｍｅｘ －０．８５３ －０．８５４ －１．５６４ －２．０９２ ｌｎｓａ （０．００６５５） （０．００６５５） （０．０３２９） （０．０４１７） ｌｎｓａ２ －０．００２３４ ０．１７８ －０．８５２ －１．５９９ ｄｉｓｐｅｒｓｉｏｎｌｎｓａ （０．０１０２） （０．０１６２） （０．０３９８） （０．０６３９） ｄｉｓｐｅｒｓｉｏｎｌｎｓａ２ －０．０６０７ ０．１８４ （０．００４２３） ０．５２８ （０．０１５２） （０．０２３９） １．１３１ （０．０３９１） Ｃｏｎｔｒｏｌｓ Ｙｅｓ Ｙｅｓ Ｙｅｓ －０．１５５ ＹｅａｒＣｏｎｔｒｏｌ Ｙｅｓ Ｙｅｓ Ｙｅｓ （０．００８７４） １０．２０ １０．０６ １１．３６ Ｃｏｎｓｔａｎｔ （０．０１７８） （０．０２０２） （０．０５５４） Ｙｅｓ ２０５７４０１ ２０５７４０１ ２０５７４０１ Ｙｅｓ Ｏｂｓｅｒｖａｔｉｏｎｓ ０．６７１ ０．６７１ ０．６７１ １２．０３ Ｒｓｑｕａｒｅｄ （０．０６８３） ２０５７４０１ ０．６７１ 　　注：括号内为稳健标准误；、、分别表示回归系数在 １％、５％、１０％的水平上显著 表 ５　生产力分布、融资约束与 ＯＦＤＩ（替换生产力分布变量） ＶＡＲＩＡＢＬＥＳ （１） （２） （３） （４） ｄｉｓｐｅｒｓｉｏｎ ｌｎｓｕｍｆｄｉ ｌｎｓｕｍｆｄｉ ｌｎｓｕｍｆｄｉ ｌｎｓｕｍｆｄｉ －０．１３０ －０．１３１ －０．４０２ －０．６８６ ｌｎｓａ （０．００６１０） （０．００６１０） （０．０３０７） （０．０３８９） ｌｎｓａ２ ０．００４６７ ０．０６１５ －０．３２０ －０．７８３ ｄｉｓｐｅｒｓｉｏｎｌｎｓａ （０．００９５０） （０．０１５１） （０．０３７１） （０．０５９６） ｄｉｓｐｅｒｓｉｏｎｌｎｓａ２ －０．０１９１ ０．１２５ （０．００３９４） ０．２０２ （０．０１４２） （０．０２２３） ０．５３５ （０．０３６４） Ｃｏｎｔｒｏｌｓ Ｙｅｓ Ｙｅｓ Ｙｅｓ －０．０８９３ ＹｅａｒＣｏｎｔｒｏｌ Ｙｅｓ Ｙｅｓ Ｙｅｓ （０．００８１４） １．０２０ ０．９７８ １．４６２ Ｃｏｎｓｔａｎｔ （０．０１６６） （０．０１８８） （０．０５１６） Ｙｅｓ ２０５７４０１ ２０５７４０１ ２０５７４０１ Ｙｅｓ Ｏｂｓｅｒｖａｔｉｏｎｓ ０．６８４ ０．６８４ ０．６８４ １．８５８ Ｒｓｑｕａｒｅｄ （０．０６３７） ２０５７４０１ ０．６８４ 　　注：括号内为稳健标准误；、、分别表示回归系数在 １％、５％、１０％的水平上显著

康瑞英：生产力分布、融资约束与中国企业国际化 ７７ 　　表 ４中生产力分布的回归系数始终为负且在 １％的水平上显著。融资约束对出口企业数量的影响不 变，融资约束和生产力分布的交互项的回归系数在显著性和系数符号上都与表 ２中保持一致，可见生产 力分布的计算方式不影响结论的稳健性。 表 ５中生产力分布的系数始终为负，融资约束、生产力分布和融资约束的交互项的回归系数均显著， 且与表 ３中的符号相一致，证明生产力分布对 ＯＦＤＩ数量的影响与计算方式无关，回归结果是稳健的。从 系数比较上可以看出，融资约束影响 ＯＦＤＩ的相关回归系数的绝对值均小于融资约束影响出口的回归系 数。假设 ５的结论也是稳健的。 其次，采用随机效应模型，考察回归结果的稳健性。具体结果见表 ６和表 ７。随机效应回归的结果与 固定效应的回归结果完全一致，可见更换实证方法后，本文的回归结果依然是稳健的。 表 ６　行业生产力分布对出口企业数量的影响———随机效应 ＶＡＲＩＡＢＬＥＳ （１） （２） （３） （４） ｇｒｏｕｐｈａｎｇｙｅ ｌｎｓｕｍｅｘ ｌｎｓｕｍｅｘ ｌｎｓｕｍｅｘ ｌｎｓｕｍｅｘ －６．８５７ －６．８５３ －７．８０４ －８．４０８ ｌｎｓａ （０．０１０１） （０．０１０１） （０．０６１３） （０．０７５７） ｌｎｓａ２ －０．００７１７ ０．１４４ －０．７７４ －１．２７１ ｇｒｏｕｐｈａｎｇｙｅｌｎｓａ （０．００８７６） （０．０１４０） （０．０４９７） （０．０７９４） ｇｒｏｕｐｈａｎｇｙｅｌｎｓａ２ －０．０４９７ ０．０８８７ （０．００３５９） ０．７００ （０．０２１２） （０．０４４７） １．３３５ （０．０７２０） Ｃｏｎｔｒｏｌｓ Ｙｅｓ Ｙｅｓ Ｙｅｓ －０．１３５ ＹｅａｒＣｏｎｔｒｏｌ Ｙｅｓ Ｙｅｓ Ｙｅｓ （０．０１７９） １５．５７ １５．４５ １６．６２ Ｃｏｎｓｔａｎｔ （０．０１６６） （０．０１８８） （０．０６８８） Ｙｅｓ ２０５７４０１ ２０５７４０１ ２０５７４０１ Ｙｅｓ Ｏｂｓｅｒｖａｔｉｏｎｓ １７．１２ （０．０８２８） 　　注：括号内为稳健标准误；、、分别表示回归系数在 １％、５％、１０％的水平上显著 ２０５７４０１ 表 ７　行业生产力分布对 ＯＦＤＩ企业数量的影响———随机效应 （４） ｌｎｓｕｍｆｄｉ ＶＡＲＩＡＢＬＥＳ （１） （２） （３） －４．２１２ ｇｒｏｕｐｈａｎｇｙｅ ｌｎｓｕｍｆｄｉ ｌｎｓｕｍｆｄｉ ｌｎｓｕｍｆｄｉ （０．０６６３） －３．８１９ －３．８１８ －４．０４９ －０．３２０ ｌｎｓａ （０．００８２０） （０．００８２０） （０．０５３５） （０．０７００） ｌｎｓａ２ －０．００７９１ ０．０３７３ －０．１９５ ０．０１９２ ｇｒｏｕｐｈａｎｇｙｅｌｎｓａ （０．００７８４） （０．０１２６） （０．０４３７） （０．０１８８） ｇｒｏｕｐｈａｎｇｙｅｌｎｓａ２ －０．０１４７ ０．３３７ （０．００３２０） ０．１７０ （０．０６３２） （０．０３９１） －０．０３３３ （０．０１５７）

７８ ｈｔｔｐ：／／ｃｌｇｓｋ．ｑｋｓ．ｃｑｕｔ．ｅｄｕ．ｃｎ 续表（表 ７） ＶＡＲＩＡＢＬＥＳ （１） （２） （３） （４） Ｃｏｎｔｒｏｌｓ ｌｎｓｕｍｆｄｉ ｌｎｓｕｍｆｄｉ ｌｎｓｕｍｆｄｉ ｌｎｓｕｍｆｄｉ ＹｅａｒＣｏｎｔｒｏｌ Ｙｅｓ Ｙｅｓ Ｙｅｓ Ｙｅｓ Ｃｏｎｓｔａｎｔ Ｙｅｓ Ｙｅｓ Ｙｅｓ Ｙｅｓ ４．４７４ ４．４３７ ４．７２９ ４．８６０ Ｏｂｓｅｒｖａｔｉｏｎｓ （０．０１４４） （０．０１６５） （０．０６０５） （０．０７２９） ２０５７４０１ ２０５７４０１ ２０５７４０１ ２０５７４０１ 　　注：括号内为稳健标准误；、、分别表示回归系数在 １％、５％、１０％的水平上显著 五、结论与政策建议 相较于以往研究，本文从产业角度出发阐述了生产力分布、融资约束对企业国际化的影响。通过放 松 ＨＭＹ模型中出口和 ＯＦＤＩ相互替代的理论假设，重构理论模型，提出理论假设，然后基于 ２００４年到 ２０１０年的《中国工业企业数据库》和《境外投资企业（机构）名录》的合并数据进行实证分析。结果表明： 第一，行业生产力分布越分散，行业内出口和 ＯＦＤＩ的企业数量越少；第二，融资约束对出口和 ＯＦＤＩ企业 数量的影响呈倒 Ｕ型，也可以表述为融资约束主要影响生产率门槛附近的企业；第三，生产力分布在融资 约束抑制企业出口的过程中起到调节作用，生产力分布越分散，融资约束的影响越小；第四，生产力分布 在融资约束抑制企业 ＯＦＤＩ的过程中起到调节作用，生产力分布越分散，融资约束的影响越小；第五，从行 业角度来讲，融资约束对出口企业数量的影响大于对 ＯＦＤＩ企业数量的影响。 在对行业生产力分布状况的统计中，我们发现：有色金属冶炼及加工业，通信设备、计算机等高技术 电子设备制造业，以及电力、热力、燃气供应业等行业的生产力分布较分散；轻工业、纺织业和采矿业的生 产力分布较为集中。结合我们的研究结论，缓解融资约束的普惠性金融措施在促进有色金属冶炼及加工 业、通信设备、计算机等高级技术电子设备制造业以及电力、热力、燃气供应业等行业国际化方面的作用 较小，在促进轻工业、纺织业和采矿业国际化的过程中，会发挥更大的作用。这种同一政策不同效果的效 应与中国现阶段的发展状态不谋而合。根据我国出口数据，中国现阶段轻工业和纺织行业是中国出口的 主要行业，而采矿业是中国对外直接投资的第二大行业。在中国金融高速发展的背景下，采矿业、纺织 业、轻工业均表现出较强的国际化趋势。 根据研究结论，结合我国生产力分布特征，提出如下政策建议： 首先，改善行业内企业的生产力布局，提高行业内企业生产力分布的集中度。对于搬迁较为容易且 对生产地没有过多限制的行业，应考虑建立和强化工业区建设，将这些行业的上下游企业和同一行业企 业集中在一起，这样既有利于企业之间的技术、生产技能和管理经验的互相学习，强化技术溢出效应，也 有利于加强技能工人和管理干部在各企业间的相互交流和流动。通过地理位置的集中，促进行业内企业 生产力分布的进一步集中。对于采矿业、电力、热力、燃气及水的供应业等必须在固定区域内生产的企 业，应促进各企业之间的交流，号召低生产率企业向高生产率企业学习，高生产率企业向低生产率企业进 行技术指导，通过人员交流，克服地理位置上的距离，弥补生产率方面的差距。这种交流和学习可先在国 有企业进行内部试点，然后将试行范围进一步扩大到民营企业。另一方面，在电力、热力、燃气和水的生 产供应业等国有企业占比高的行业，也可直接采用对高生产率企业的复制和移植，在结合地方地理特点， 考虑南北差异、东西差异的基础上，建立统一的标准化的供应企业。此外，中央政府也可以通过提高行业 标准等方法，鼓励低生产率企业主动学习进步，弥补与高生产率企业之间的技术、管理经验差距。总之，

康瑞英：生产力分布、融资约束与中国企业国际化 ７９ 提高一个产业的生产率集中度，是提高一个产业在国际上的竞争力的行之有效的办法，国家应制定更多 强有力的措施来提高各行业的生产率集中度。 其次，对于行业生产力分布较为分散的行业，应该给予更多的利息优惠和贷款便利，以提高行业的国 际化程度。根据我们的研究，普惠性的金融政策，如降低存款准备金率，降低利率，实行扩张性的货币政 策等，对生产力分布集中的行业的国际化影响较大，对生产力分布分散的行业的影响较小。我国现阶段 生产力分布分散的行业主要集中在计算机、通信设备等高技术电子设备制造业以及有色金属压延和加工 业。有色金属冶炼和压延加工业具有技术含量高、制备工艺相对复杂和加工难度高的特点，其产品要求 具有较高的性能，对行业企业的技术研发能力、流程设计和质量控制能力均有较高的要求。有色金属压 延加工业与计算机、通信设备及其他电子设备制造业一样，均属于高技术行业，也是我国未来产业发展的 着力点和关注点。这些高技术行业的发展既需要引进来，又需要走出去。产业国际化本身有利于企业的 技术提升，而技术提升会进一步促进有色金属压延加工业与计算机通信设备及其他电子设备制造业的国 际化。可见，高技术行业的国际化与产业技术升级之间是一种相互促进、相辅相成的关系。对于国家政 策关注的重点高技术产业，考虑到其行业生产力分布较为分散的特点，银行业应该给予特定倾向性的利 息优惠和贷款便利，通过提高这些行业的融资能力，促进这些行业的国际化，助力我国产业链由低端向高 端攀升，加快我国产业升级的步伐。 最后，制定更加具有针对性的促进 ＯＦＤＩ的政策，助力中国企业国际化。普惠性金融政策对于出口和 ＯＦＤＩ的影响不同：对于出口的影响更大，对于 ＯＦＤＩ的影响更小。现阶段，我国企业 ＯＦＤＩ还处于起步阶 段，但中国企业 ＯＦＤＩ在获得资源和技术等战略性资产方面发挥着重要作用，是我国产业转型升级的重要 助推力量。所以，对于出口和 ＯＦＤＩ，中央银行、国有银行、股份制银行等应该根据国家发展目标制定差异 化的融资政策，要对企业 ＯＦＤＩ给予适度的政策倾斜，降低企业 ＯＦＤＩ的融资成本，提高企业 ＯＦＤＩ资金 的可获得性，缩减企业 ＯＦＤＩ的融资流程，助力中国企业国际化。 参考文献： ［１］　ＨＥＬＰＭＡＮＥ，ＭＥＬＩＴＺＭ Ｊ，ＹＥＡＰＬＥＳＲ．ＥｘｐｏｒｔｖｅｒｓｕｓＦＤＩｗｉｔｈｈｅｔｅｒｏｇｅｎｅｏｕｓｆｉｒｍｓ［Ｊ］．ＡｍｅｒｉｃａｎＥｃｏｎｏｍｉｃＲｅｖｉｅｗ，２００４， ９４（１）：３００－３１６． ［２］　ＨＯＲＳＴＭＡＮＮＩ，ＭＡＲＫＵＳＥＮＪＲ．Ｌｉｃｅｎｓｉｎｇｖｅｒｓｕｓｄｉｒｅｃｔｉｎｖｅｓｔｍｅｎｔ：Ａｍｏｄｅｌｏｆｉｎｔｅｒｎａｌｉｚａｔｉｏｎｂｙｔｈｅｍｕｌｔｉｎａｔｉｏｎａｌｅｎｔｅｒ ｐｒｉｓｅ［Ｊ］．ＴｈｅＣａｎａｄｉａｎＪｏｕｒｎａｌｏｆＥｃｏｎｏｍｉｃｓ／ＲｅｖｕｅＣａｎａｄｉｅｎｎｅＤ’ｅｃｏｎｏｍｉｑｕｅ，１９８７，２０（３）：４６４－４８１． ［３］　ＢＲＡＩＮＡＲＤＳＬ．ＡｓｉｍｐｌｅｔｈｅｏｒｙｏｆｍｕｌｔｉｎａｔｉｏｎａｌｃｏｒｐｏｒａｔｉｏｎｓａｎｄｔｒａｄｅｗｉｔｈａＴｒａｄｅＯｆｆｂｅｔｗｅｅｎｐｒｏｘｉｍｉｔｙａｎｄｃｏｎｃｅｎｔｒａｔｉｏｎ ［Ｒ］．ＮＢＥＲＷｏｒｋｉｎｇＰａｐｅｒＮｏ．ｗ４２６９，１９９３． ［４］　ＭＡＲＫＵＳＥＮＪＲ，ＶＥＮＡＢＬＥＳＡＪ．Ｔｈｅｔｈｅｏｒｙｏｆｅｎｄｏｗｍｅｎｔ，ｉｎｔｒａｉｎｄｕｓｔｒｙａｎｄｍｕｌｔｉｎａｔｉｏｎａｌｔｒａｄｅ［Ｊ］．ＪｏｕｒｎａｌｏｆＩｎｔｅｒｎａｔｉｏｎ ａｌＥｃｏｎｏｍｉｃｓ，２０００，５２（２）：２０９－２３４． ［５］　黄凌云，罗琴，刘夏明．我国跨国公司 ＯＦＤＩ的市场效应———基于不同所有制企业的分析［Ｊ］．国际贸易问题，２０１４（１２）： １２５－１３５． ［６］　林志帆．中国的对外直接投资真的促进出口吗［Ｊ］．财贸经济，２０１６（２）：１００－１１３． ［７］　张应武．对外直接投资与贸易的关系：互补或替代［Ｊ］．国际贸易问题，２００７（６）：８７－９３． ［８］　项本武．中国对外直接投资的贸易效应研究—基于面板数据的协整分析［Ｊ］．财贸经济，２００９（４）：７７－８２． ［９］　ＣＨＡＮＥＹＴ．Ｌｉｑｕｉｄｉｔｙｃｏｎｓｔｒａｉｎｅｄｅｘｐｏｒｔｅｒｓ［Ｊ］．ＪｏｕｒｎａｌｏｆＥｃｏｎｏｍｉｃＤｙｎａｍｉｃｓａｎｄＣｏｎｔｒｏｌ，２０１６，７２（１２）：１４１－１５４． ［１０］ ＭＡＮＯＶＡＫ．Ｃｒｅｄｉｔｃｏｎｓｔｒａｉｎｔｓ，ｈｅｔｅｒｏｇｅｎｅｏｕｓｆｉｒｍｓ，ａｎｄｉｎｔｅｒｎａｔｉｏｎａｌｔｒａｄｅ［Ｊ］．ＲｅｖｉｅｗｏｆＥｃｏｎｏｍｉｃＳｔｕｄｉｅｓ，２０１３，８０（２）： ７１１－７４４． ［１１］ ＢＵＣＨ ＣＭ，ＫＥＳＴＥＲＮＩＣＨ Ｉ，ＬＩＰＰＯＮＥＲＡ，ｅｔａｌ．Ｆｉｎａｎｃｉａｌｃｏｎｓｔｒａｉｎｔｓａｎｄｆｏｒｅｉｇｎｄｉｒｅｃｔｉｎｖｅｓｔｍｅｎｔ：Ｆｉｒｍｌｅｖｅｌｅｖｉｄｅｎｃｅ［Ｊ］．

８０ ｈｔｔｐ：／／ｃｌｇｓｋ．ｑｋｓ．ｃｑｕｔ．ｅｄｕ．ｃｎ ＲｅｖｉｅｗｏｆＷｏｒｌｄＥｃｏｎｏｍｉｃｓ，２０１４，１５０（２）：３９３－４２０． ［１２］ 慕绣如，孙灵燕．生 产 率 和 融 资 异 质 性 对 企 业 出 口 的 影 响———基 于 门 槛 效 应 的 分 析 ［Ｊ］．国 际 贸 易 问 题，２０１７（１０）： ６１－７３． ［１３］ 蒋冠宏，张馨月．金融发展与对外直接投资———来自跨国的证据［Ｊ］．国际贸易问题，２０１６（１）：１６６－１７６． ［１４］ 慕绣如，李荣林．融资异质性与企业国际化选择———来自微观企业的证据［Ｊ］．当代财经，２０１６（１）：６３－７２． ［１５］ 罗勇，张悦．融资约束对企业国际化的影响———基于扩展的新新贸易理论模型分析［Ｊ］．国际商务（对外经济贸易大学 学报），２０１７（１）：９９－１０９． ［１６］ 杨坚瑛，王文．生产力分布规律的探索［Ｊ］．生产力研究，１９８７（４）：５２－５４． ［１７］ ＨＡＤＬＯＣＫＣＪ，ＰＩＥＲＣＥＪＲ．Ｎｅｗｅｖｉｄｅｎｃｅｏｎｍｅａｓｕｒｉｎｇｆｉｎａｎｃｉａｌｃｏｎｓｔｒａｉｎｔｓ：ＭｏｖｉｎｇｂｅｙｏｎｄｔｈｅＫＺｉｎｄｅｘ［Ｊ］．ＴｈｅＲｅｖｉｅｗｏｆ ＦｉｎａｎｃｉａｌＳｔｕｄｉｅｓ，２０１０，２３（５）：１９０９－１９４０． Ｐｒｏｄｕｃｔｉｖｉｔｙｄｉｓｔｒｉｂｕｔｉｏｎ，ｆｉｎａｎｃｉｎｇｃｏｎｓｔｒａｉｎｔｓａｎｄ Ｃｈｉｎｅｓｅｅｎｔｅｒｐｒｉｓｅｓ’ｉｎｔｅｒｎａｔｉｏｎａｌｉｚａｔｉｏｎ ＫＡＮＧＲｕｉｙｉｎｇ （ＳｃｈｏｏｌｏｆＩｎｔｅｒｎａｔｉｏｎａｌＥｃｏｎｏｍｉｃｓａｎｄＩｎｔｅｒｎａｔｉｏｎａｌＲｅｌａｔｉｏｎｓ，ＬｉａｏｎｉｎｇＵｎｉｖｅｒｓｉｔｙ，Ｓｈｅｎｙａｎｇ１１０１３６，Ｃｈｉｎａ） 　 　 Ａｂｓｔｒａｃｔ： Ａｇａｉｎｓｔ ｔｈｅ ｂａｃｋｇｒｏｕｎｄ ｏｆ ｔｈｅ ｉｎｃｒｅａｓｉｎｇ ｅｃｏｎｏｍｉｃ ｇｌｏｂａｌｉｚａｔｉｏｎ， ｔｈｅ ｉｎｔｅｒｎａｔｉｏｎａｌ ｃｏｍｐｅｔｉｔｉｖｅｎｅｓｓｏｆＣｈｉｎｅｓｅｃｏｍｐａｎｉｅｓｈａｓｇｒａｄｕａｌｌｙｓｔｒｅｎｇｔｈｅｎｅｄ，ｂｕｔｆｅｗｓｔｕｄｉｅｓｈａｖｅｃｏｎｓｉｄｅｒｅｄｔｈｅｉｍｐａｃｔｏｆ ｐｒｏｄｕｃｔｉｖｉｔｙｄｉｓｔｒｉｂｕｔｉｏｎｏｎｔｈｅｉｎｔｅｒｎａｔｉｏｎａｌｉｚａｔｉｏｎｏｆＣｈｉｎｅｓｅｃｏｍｐａｎｉｅｓ．Ｔｈｒｏｕｇｈｔｈｅｏｒｅｔｉｃａｌｍｏｄｅｌｉｎｇａｎｄ ｅｍｐｉｒｉｃａｌｒｅｓｅａｒｃｈ，ｔｈｉｓａｒｔｉｃｌｅｅｘｐｌｏｒｅｓｔｈｅｉｍｐａｃｔｏｆｔｈｅｔｗｏｆａｃｔｏｒｓｏｆｐｒｏｄｕｃｔｉｖｉｔｙｄｉｓｔｒｉｂｕｔｉｏｎａｎｄｆｉｎａｎｃｉｎｇ ｃｏｎｓｔｒａｉｎｔｓｏｎｉｎｄｕｓｔｒｙｅｘｐｏｒｔｓａｎｄＯＦＤＩ．Ｔｈｅｒｅｓｕｌｔｓｏｆｔｈｅｓｔｕｄｙｓｈｏｗ ｔｈａｔ：（１） ｔｈｅｍｏｒｅｄｉｓｐｅｒｓｅｄｔｈｅ ｐｒｏｄｕｃｔｉｖｉｔｙｄｉｓｔｒｉｂｕｔｉｏｎ，ｔｈｅｆｅｗｅｒｅｎｔｅｒｐｒｉｓｅｓｅｘｐｏｒｔａｎｄＯＦＤＩｉｎｔｈｅｉｎｄｕｓｔｒｙ；（２）ｔｈｅｅｆｆｅｃｔｏｆｆｉｎａｎｃｉｎｇ ｃｏｎｓｔｒａｉｎｔｓｏｎｔｈｅｅｘｐｏｒｔａｎｄＯＦＤＩｑｕａｎｔｉｔｙｏｆｅｎｔｅｒｐｒｉｓｅｓｉｓｉｎｖｅｒｔｅｄＵｓｈａｐｅｄ，ａｎｄｔｈｅｐｒｏｄｕｃｔｉｖｉｔｙｄｉｓｔｒｉｂｕｔｉｏｎ ｐｌａｙｓａｒｅｇｕｌａｔｏｒｙｒｏｌｅｉｎｉｔ；Ｔｈｅｍｏｒｅｄｉｓｐｅｒｓｅｄｔｈｅｄｉｓｔｒｉｂｕｔｉｏｎ，ｔｈｅｆｅｗｅｒｔｈｅｎｕｍｂｅｒｏｆｅｘｐｏｒｔｓａｎｄＯＦＤＩ ｃｏｍｐａｎｉｅｓａｆｆｅｃｔｅｄｂｙｆｉｎａｎｃｉｎｇｃｏｎｓｔｒａｉｎｔｓ；（３）Ａｆｔｅｒｃｏｎｓｉｄｅｒｉｎｇｔｈｅｉｍｐａｃｔｏｆｐｒｏｄｕｃｔｉｖｉｔｙｄｉｓｔｒｉｂｕｔｉｏｎ，ｔｈｅ ｉｍｐａｃｔｏｆｆｉｎａｎｃｉｎｇｃｏｎｓｔｒａｉｎｔｓｏｎｅｘｐｏｒｔｓｉｓｇｒｅａｔｅｒｔｈａｎｔｈｅｉｍｐａｃｔｏｎ ＯＦＤＩ．Ｔｈｅｒｅｆｏｒｅ，ｔｈｅｆｏｌｌｏｗｉｎｇ ｓｕｇｇｅｓｔｉｏｎｓａｒｅｐｕｔｆｏｒｗａｒｄ：Ｆｉｒｓｔ，ｒｅｌｏｃａｔｅｅｎｔｅｒｐｒｉｓｅｓｉｎｔｈｅｉｎｄｕｓｔｒｙｔｏｒｅｄｕｃｅｔｈｅｄｉｓｐｅｒｓｉｏｎｏｆｉｎｄｕｓｔｒｙ ｐｒｏｄｕｃｔｉｖｉｔｙｄｉｓｔｒｉｂｕｔｉｏｎ； Ｓｅｃｏｎｄ， ｆｏｒｉｎｄｕｓｔｒｉｅｓｗｈｅｒｅ ｔｈｅ ｉｎｄｕｓｔｒｙ ｐｒｏｄｕｃｔｉｖｉｔｙ ｄｉｓｔｒｉｂｕｔｉｏｎ ｉｓｒｅｌａｔｉｖｅｌｙ ｄｉｓｐｅｒｓｅｄ， ｍｏｒｅ ｉｎｔｅｒｅｓｔｃｏｎｃｅｓｓｉｏｎｓ ａｎｄ ｌｏａｎ ｆａｃｉｌｉｔｉｅｓ ｓｈｏｕｌｄ ｂｅ ｇｉｖｅｎ ｔｏ ｉｍｐｒｏｖｅ ｔｈｅ ｉｎｄｕｓｔｒｙ’ｓ ｉｎｔｅｒｎａｔｉｏｎａｌｉｚａｔｉｏｎ；Ｔｈｉｒｄ，ｆｏｒｍｕｌａｔｅｍｏｒｅｔａｒｇｅｔｅｄ ｐｏｌｉｃｉｅｓｔｏｐｒｏｍｏｔｅＯＦＤＩｔｏｈｅｌｐ Ｃｈｉｎｅｓｅｃｏｍｐａｎｉｅｓ ｉｎｔｅｒｎａｔｉｏｎａｌｉｚｅ． Ｋｅｙｗｏｒｄｓ：ｐｒｏｄｕｃｔｉｖｉｔｙｄｉｓｔｒｉｂｕｔｉｏｎ；ｆｉｎａｎｃｉｎｇｃｏｎｓｔｒａｉｎｔｓ；ｅｘｐｏｒｔ；ＯＦＤＩ （责任编辑　彭晓娟）

ＪｏｕｒｎａｌｏｆＣｈｏｎｇｑｉｎｇＵｎｉｖｅｒｓｉｔｙｏｆＴｅｃｈｎｏｌｏｇｙ（ＳｏｃｉａｌＳｃｉｅｎｃｅ） ２０２１年第 ３５卷第 １１期 Ｖｏｌ．３５　Ｎｏ．１１　２０２１ ｄｏｉ：１０．３９６９／ｊ．ｉｓｓｎ．１６７４－８４２５（ｓ）．２０２１．１１．００９ 管理学 新创企业双元营销能力驱动市场效能的路径研究 李　巍ａ，ｂ，孙可可ａ，明荷汶ａ，李雨洋ａ （重庆理工大学　ａ．管理学院；ｂ．创新驱动创业协同研究中心，重庆　４０００５４） 　　摘要：双元营销能力在新创企业跨越“成长悖论”中扮演着关键角色，但其发挥效用的机制还缺乏整 合框架。营销创新是新创企业实现生存和发展的重要手段，依据“能力 －行为 －绩效”分析框架，在考察 营销创新中介效应和竞争强度调节效应基础上，探究新创企业双元营销能力与市场效能的关系。实证分 析发现，双元营销能力对市场效能有直接影响，同时还通过“开发主导型双元营销能力 －市场驱动型营销 创新 －市场效能”及“探索主导型双元营销能力 －技术驱动型营销创新 －市场效能”两条路径发挥作用。 此外，竞争强度正向调节开发主导型双元营销能力与市场效能积极关系，负向调节探索主导型双元营销 能力与市场效能正向关系，正向调节技术驱动型营销创新与市场效能积极关系。 关键词：双元营销能力；营销创新；竞争强度；市场效能；新创企业 　　中图分类号：Ｆ２７０．７　　　　文献标识码：Ａ 文章编号：１６７４－８４２５（２０２１）１１－００８１－１３ 一、引言 新创企业因“先天劣势”，缺乏充分的资源和能力来兼顾利用现有市场与培育潜在市场的双元市场 活动，极易掉入成长悖论：企业聚焦营销探索活动容易掉进“失败陷阱”，即企业在没有足够收益的情况 下，探索更多具有创新性、风险性的做法，可能面临现实的生存困境；而强调营销开发活动又容易使企业 陷入“成功陷阱”，即当营销开发活动超过最佳实践点，路径依赖将阻碍企业对新知识的吸收采纳，进而 导致组织僵化等严重问题，使企业丧失发展潜力［１－２］。因此，新创企业要确保在竞争激烈的市场中活下 收稿日期：２０２１－０３－０７ 基金项目：国家自然科学基金项目“多重不确定性环境下新创企业市场双元形成及效用机制研究”（７１８７２０２４）；教育部 人文社会科 学 研 究 青 年 项 目 “动 态 环 境 下 新 创 企 业 双 元 营 销 能 力 研 究：形 成、效 用 机 制 与 培 育 路 径” （１７ＹＪＣ６３００６６）；重庆市教育 委 员 会 人 文 社 科 研 究 重 点 项 目 “数 字 时 代 公 司 创 业 的 微 观 基 础 及 双 元 机 制 ” （２１ＳＫＧＨ１７１）；重庆市教育委员会 科 学 技 术 研 究 青 年 项 目 “制 度 创 业 视 域 下 制 造 型 企 业 数 字 化 转 型 研 究 ” （ＫＪＱＮ２０２１０１１０１）；重 庆 理 工 大 学 研 究 生 创 新 项 目 “动 态 竞 争 环 境 下 新 创 企 业 双 元 营 销 能 力 研 究 ” （ｃｌｇｙｃｘ２０２０２０４８） 作者简介：李巍，教授，博士，主要从事创新与创业管理研究；通讯作者：李雨洋，硕士研究生，主要从事创新与创业管理 研究。 本文引用格式：李巍，孙可可，明荷汶，等．新创 企 业 双 元 营 销 能 力 驱 动 市 场 效 能 的 路 径 研 究 ［Ｊ］．重 庆 理 工 大 学 学 报 （社 会 科 学 ），２０２１ （１１）：８１－９３． Ｃｉｔａｔｉｏｎｆｏｒｍａｔ：ＬＩＷｅｉ，ＳＵＮＫｅｋｅ，ＭＩＮＧＨｅｗｅｎ，ｅｔａｌ．Ｒｅｓｅａｒｃｈｏｎｔｈｅｐａｔｈｓｏｆｎｅｗｖｅｎｔｕｒｅｓ’ａｍｂｉｄｅｘｔｒｏｕｓｍａｒｋｅｔｉｎｇｃａｐａｂｉｌｉｔｉｅｓｄｒｉｖｉｎｇ ｍａｒｋｅｔｅｆｆｅｃｔｉｖｅｎｅｓｓ［Ｊ］．ＪｏｕｒｎａｌｏｆＣｈｏｎｇｑｉｎｇＵｎｉｖｅｒｓｉｔｙｏｆＴｅｃｈｎｏｌｏｇｙ（ＳｏｃｉａｌＳｃｉｅｎｃｅ），２０２１（１１）：８１－９３．

８２ ｈｔｔｐ：／／ｃｌｇｓｋ．ｑｋｓ．ｃｑｕｔ．ｅｄｕ．ｃｎ 来、走下去，成功地跨越成长悖论，必须有效地权衡探索与开发活动。 自 Ｋｙｒｉａｋｏｐｏｕｌｏｓ等将双元理论引入营销研究以来［３］，有关探索与开发的分析已从最初的营销战略视 域扩展至营销能力议题［４－５］。双元营销能力是新创企业应对资源与能力劣势，兼顾营销开发与探索活动 的关键组织能力。目前，有关双元营销能力的研究已经取得重要进展，但仍然存在一些不足：首先，一些 研究分别探讨营销探 索 能 力 和 营 销 开 发 能 力 的 绩 效 输 出 ［６］，未 能 将 二 者 进 行 结 合，本 质 上 并 没 有 体 现 “双元特性”；其次，一些研究从双元能力的视角探讨营销探索与开发的平衡与互动［２］，但营销探索与开 发活动或能力的互动难以进行科学测量，且在实践中不易被观察［５］。此外，营销探索与开发的平衡有益 于企业绩效［７］，而适当的失衡也可能会产生积极效应［８］。因此，Ｍｅｈｒａｂｉ等明确指出，需要新的分析框架 来拓展对双元营销能力的认识［４］。 在为数不多的双元营销能力研究中主要存在以下两种观点：一种观点认为双元营销能力能够产生直 接的绩效输出［９］，另一种观点则认为双元营销能力需要通过战略行为进行转换［２］。营销创新是新创企业 实现生存和发展的重要手段。包括营销创新在内的创新行动是新创企业拓展市场空间，获取发展机遇的 关键战略行为之一。组织双元性与创新行为之间的逻辑关系已经得到探究［５］，但在市场领域对二者关系 的理论认知还比 较 缺 乏。 此 外，Ｋｒｅｉｓｅｒ等 指 出，战 略 行 为 需 要 与 外 部 环 境 进 行 动 态 匹 配，而 配 置 理 论 （ＣｏｎｆｉｇｕｒａｔｉｏｎＴｈｅｏｒｙ）为理解创业情境下组织能力及战略的有效性提供了理论工具［１０］。因此，研究基于 “权衡”而非“平衡”的视角，将新创企业双元营销能力划分为开发主导型和探索主导型两类，并基于“能 力 －行为 －绩效”分析框架，通过考察营销创新中介效应和竞争强度调节效应，探究双元营销能力与市场 效能的逻辑关系，以深化对双元营销能力效应机制的理解，为新创企业有效利用现有市场和培育潜在市 场以跨越成长悖论提供管理借鉴。 二、文献回顾与研究假设 （一）新创企业双元营销能力内涵界定 当企业面临兼顾现有市场和潜在市场的营销挑战时，双元营销能力是重要的组织工具和能力基础。 现有双元营销能力的研究大多遵循 Ｍａｒｃｈ的探索与开发思想［１１］，继承双元能力的分析思路，聚焦于营销 探索能力与营销开发能力，着力探讨双元平衡与互动两种形式。其中，营销探索能力是指企业专注于应 用新的市场知识来开发新的技能、流程和产品组合的组织能力；而营销开发能力是指企业注重提升和改 进现有技术、产品、流程和营销技能的组织能力。虽然营销探索与开发能力的平衡与互动有比较明确的 内涵和边界，但二者在实践中很难进行观察和区分［５］。因此，Ｍｅｈｒａｂｉ等从产品 －市场界面出发，将双元 营销能力分解为新产品开发能力和顾客管理能力。前者是指有目的地重新配置企业产品组合的能力，后 者是指企业配置关系资源并与目标顾客建立和维持关系的能力；同时强调，新产品开发能力和顾客管理 能力都包含探索与开发的市场活动［４］。 在创业情境下，新创企业在资源与能力方面的不足使其难以同时兼顾现有和潜在市场，必须在特定 时间范围内对利用现有市场和培育潜在市场进行取舍，进而为双元营销能力赋予新的涵义，提出新的要 求。因此，本研究基于“权衡”（Ｔｒａｄｅｏｆｆ）营销开发与探索能力的分析思路，将新创企业双元营销能力分 为开发主导型和探索主导型两类：前者强调新创企业整合现有资源，提供产品组合以挖掘和利用现有市 场的营销能力，后者反映新创企业创造新的产品技术方案，培育和变现潜在市场的营销能力。这意味着， 双元营销能力作为一个连续统一体，依据新创企业的创业导向、发展阶段等组织及环境因素，促使营销探

李　巍，等：新创企业双元营销能力驱动市场效能的路径研究 ８３ 索与开发能力分别主导营销资源的配置，实现能力与情景的最佳匹配，推动企业创造和传递顾客价值。 （二）新创企业双元营销能力与市场效能 由于新创企业的特殊性，尤其是针对处于投入和亏损阶段但仍具市场潜力的新创企业，单一的市场 或财务指标无法客观、全面地衡量其绩效水平和成长潜力［１２］。市场效能反映企业在市场中实现预设目 标或最优市场效益的程度，体现企业营销活动在市场竞争中的综合结果，它是评价企业营销生产率的关 键指标［１３］。因此，本研究将市场效能视为新创企业营销能力及活动的绩效输出，并从行业和顾客两个层 面对新创企业的市场效能进行评价：行业层面集中体现在竞争优势，即相对于主要竞争对手，新创企业在 市场占有率和渗透率，以及企业产品或服务等方面所取得的优势；顾客层面则反映为顾客资产，即新创企 业所拥有顾客群体的整体质量，包括顾客的满意度与忠诚度、顾客关系的整体质量水平［１４］。 双元营销能力是新创企业依据内外部环境匹配开发与探索活动的重要组织能力。开发主导型双元 营销能力意味着新创企业在权衡开发与探索活动中，更注重运用现有营销知识、技能和产品组合发掘和 满足现有市场，即把握当下。新创企业聚焦营销开发活动，有助于实现顾客关系的建立和竞争优势的获 取。一方面，企业将有限的营销资源用于响应当前市场需求，提供更具竞争力的产品和服务，能够在竞争 中占据更有力的位势［６］。另一方面，新创企业充分利用现有技术与市场资源，面向目标市场提供高价值 产品，有助于增强顾客粘性，从而为锁定特定目标细分市场提供资源基础［１５］。 探索主导型双元营销能力表明新创企业在探索与开发的连续统一体中，更为偏重开发新的知识和技 术，创造新的产品组合以培育和变现潜在市场，即聚焦未来。有关技术型新创企业的研究已经表明，立足 于技术发展趋势进行技术资源储备与产品研发，能够让企业具备显著的产品技术优势，进而获得和维持 竞争优势［１６］。同时，应用前沿技术的产品意味着更好的问题解决方案和更具吸引力的顾客价值，能够更 好地满足顾客需要、解决顾客痛点，进而有助于顾客关系的建立和巩固。 因此，开发主导型与探索主导型双元营销能力，能够帮助新创企业有效配置市场资源，实现现有市场 的充分利用或潜在市场的有效培育，进而使企业获得竞争优势和顾客资产。据此，提出研究假设： Ｈ１：开发主导型（ａ）和探索主导型（ｂ）双元营销能力对市场效能有积极影响。 （三）营销创新的中介效应 创新作为新的思想、流程或方法生成与实践过程，是企业持续发展的关键动力 。［１７］ 作为创新在营销 领域的重要表现形式，营销创新是企业对营销活动中的技术或市场各类要素进行的系统性变革活动，它 不仅能够为企业创造和传递价值，同时也能帮助企业获取和维持市场竞争优势 。［１８］ 对新创企业而言，市 场与顾客具有高度的不确定性和模糊性，为了扩大市场认知和顾客认可，新创企业需要通过营销创新，创 造性地整合和运用市场资源，扩大市场影响力，获得更多顾客群体的知晓和接受 。［１９］ 结合新创企业的营 销实践，本研究有别于以往渐进性和突破性的营销创新分类方法［２０］，基于营销创新的来源与核心内容， 从技术驱动和市场驱动两方面对营销创新活动进行解构。其中，技术驱动型营销创新强调运用新的技术 方案和手段创造性地满足市场需求，而市场驱动型营销创新则立足于新目标市场的选择，差异化市场价 值的锁定和实现。 技术驱动型营销创新聚焦“供给面”的营销创新活动，即新创企业关注产品和服务背后的技术方案 和资源。这意味着，新创企业通过新技术的发明与新产品或服务的创造，为营销活动注入创新性元素。

８４ ｈｔｔｐ：／／ｃｌｇｓｋ．ｑｋｓ．ｃｑｕｔ．ｅｄｕ．ｃｎ 在创业活动中，开发主导型双元营销能力促使新创企业注重整合现有技术产品及市场资源以满足市场需 求，但 ＧａｒｃíａＣａｂｒｅｒａ等的研究发现，创业者对现有技术资源的整合和利用是创造新技术与发展新能力的 关键前提［１６］。而探索主导型双元营销能力，促使新创企业将有限的组织资源投入到全新的技术与市场 知识的创造活动，进而为技术驱动型营销创新提供技术资源和能力［８］。 同时，技术驱动型营销创新凭借及时有效的新技术商业化活动，既能通过创新产品，为顾客提供新奇 的体验和显著的顾客利益，满足市场上新兴顾客的需求［２１］，又能通过对现有产品和技术的改进，满足顾 客的现实需求，响应顾客的消费偏好［２２］，从而比竞争对手创造和传递出更高的顾客价值，提升目标顾客 满意度。这表明以技术发明创造为内核的市场创新活动，会产生新的产品技术方案和营销供给，进而实 现顾客价值的创造，并帮助企业获取和维持市场竞争优势。因此，提出研究假设： Ｈ２：技术驱动型营销创新在开发主导型（ａ）和探索主导型（ｂ）双元营销能力与市场效能的积极关系 中扮演中介角色。 市场驱动型营销创新关注“需求面”的营销创新活动，即新创企业重视新需求和新细分市场的识别， 以及新顾客群体的获取，围绕顾客端来设计和实施营销创新活动。对新创企业而言，营销开发能够凝练 既有的市场知识和顾客信息，深度洞察顾客需求，进而发现更具吸引力和价值的细分市场，为市场驱动型 营销创新提供知识基础［８］。从新市场开发和差异化价值创造的视角看，新创企业通过探索新技术与新产 品方案，为新创企业识别和满足新的细分市场和顾客需求提供了营销供给保障；企业拥有的技术方案与 产品组合越多，越能够支撑运用差异化价值满足多元市场的创新活动［２３］。 市场驱动的营销创新能够创造性地发现并选定具有重大营销机会的现实的或潜在的目标市场，并通 过引入新的利益要素，打破或重构现有的顾客偏好结构，为新兴市场开发并提供细分价值［２４］。对新创企 业而言，通过提供低价、低成本的新产品或新商业模式迅速占领被在位企业忽视的市场，当产品性能发展 到一定水平时，就会吸引主流市场顾客的注意力，进而削弱在位企业的竞争优势，提高本企业的竞争优 势［２５］。事实上，识别新市场、发掘新顾客群体既是企业维持竞争优势的必要手段，又是企业持续创造顾 客价值，深化和重构顾客关系的关键创新活动。可见，新创企业双元营销能力有助于新创企业实施市场 驱动型营销创新，从而对顾客资产和竞争优势的获取产生积极效应。因此，提出如下假设： Ｈ３：市场驱动型营销创新在开发主导型（ａ）和探索主导型（ｂ）双元营销能力与市场效能的积极关系 中扮演中介角色。 （四）竞争强度的调节效应 竞争强度反映行业中的企业数量及其影响的竞争程度，以及行业未来的市场机会 。［２６］ 本质上，行业 竞争强度取决于参与竞争的企业数量及其市场份额状况，而企业能力、行为等资源输出的效果与所在行 业的竞争强度关系密切［１８］。因此，新创企业双元营销能力及营销创新的有效性，必然受到企业所在行业 竞争强度的影响。 竞争强度越大，意味着新创企业面对的市场不确定性和压力越大，因而企业更需要在营销开发与探 索过程中实现某种取舍［２７］。企业既可以选择在当期以营销开发活动引领探索活动，即把有限的资源与 能力投入到满足现有市场的过程中，同时并不完全放弃对潜在市场的培育；也可以在特定时期范围聚焦 于探索活动，将创业资源投入到培育与变现潜在市场的创业活动中［２８］。从某种意义上讲，强化创业资源 在营销开发与探索活动中的动态配置，不断重构商业模式，是新创企业应对激烈市场竞争，以确保企业生

李　巍，等：新创企业双元营销能力驱动市场效能的路径研究 ８５ 存和发展的重要手段［２９］。基于此，提出如下假设： Ｈ４：竞争强度正向调节开发主导型（ａ）和探索主导型（ｂ）双元营销能力与市场效能的积极关系。 环境因素在创新行为或活动的有效性方面发挥着重要的权变作用。从某种意义上讲，创新是企业应 对超强竞争环境的重要组织行为［３０］。对新创企业而言，市场环境的竞争性增强，对企业就提出更苛刻的 资源与能力要求。当企业缺乏相应的资源基础时，新创企业便会运用资源拼凑、步步为营的决策方式和 创新逻辑创造性地开展创业活动［３１］。在市场领域，竞争强度的加剧，迫使缺乏资源优势的新创企业通过 包括营销创新在内的各类组织创新手段，获取和维持顾客关系以及市场优势。Ｂｏｕｎｃｋｅｎａ等研究发现，竞 争强度与新产品推出速率、新细分市场的营销强度等密切相关［３２］。这意味着竞争强度的加剧强化了新 创企业对组织创新活动的依赖，以确保企业的持续成长。 因此，随着竞争强度的加剧，新创企业难以像成熟企业那样通过常规资源投入来应对环境变化，更需 要聚焦于技术和市场环节，通过“创造性破坏”活动，实现既定营销资源的效用最大化。据此，提出如下 假设： Ｈ５：竞争强度正向调节技术驱动型（ａ）和市场驱动型（ｂ）营销创新与市场效能的积极关系。 根据上述理论回顾及研究假设，形成本研究的概念框架，如图 １所示。 图 １　概念框架 三、研究方法 （一）变量测量与问卷开发 研究运用问卷调查获取实证数据，对核心概念的测量均借鉴和改编自成熟量表。对双元营销能力的 测量借鉴了 Ｍｅｈｒａｂｉ等的测量工具［４］，涵盖营销开发能力，包含顾客开发与新产品开发，以及营销探索能 力，包括顾客探索与新产品探索两个层面，共 １４个问项。为测量新创企业营销开发与营销探索能力连续 统一体的水平，即开发主导还是探索主导，研究借鉴 Ｗｅｉ等 和［３３］ Ｍｅｈｒａｂｉ等［４］使用的方法，运用营销开发 能力值除以营销开发与探索能力值的总和，该数值介于 ０～１之间（平衡点为 ０．５）；随着该值越过平衡 点，意味着是开发主导型双元营销能力，反之亦然。 营销创新的量表改编自 Ｎａｉｄｏｏ的研究工具［１４］，从技术驱动型营销创新和市场驱动型营销创新两方 面进行测量，共包含 ８个问项。市场效能的测量借鉴了 Ｖｏｒｈｉｅｓ等［６］和李巍等［１５］的测量工具，从竞争优 势和顾客资产两方面进行衡量，共 ８个问项。对竞争强度的测量借鉴 Ｍｏｎｔｅｚ等［３０］，以及 Ｅｌｄｏｒ［２９］的测量 工具，共包含 ５个问项。同时，研究引入两类控制变量：（１）企业规模用正式员工数量来衡量，分为 ５组： １＝少于 ２０人，２＝２０～４９人，３＝５０～９９人，４＝１００～１５０人，５＝１５０人以上。（２）企业性质分为两类： １＝高新技术企业，０＝非高新技术企业；除控制变量以外，所有测量问项均使用 Ｌｉｋｅｒｔ５点量表（１＝完全 不同意，５＝完全同意），最终形成包含 ３５个测量问项的初始问卷。 在重庆青年创新创业学院 ２０２０年培训项目（成长班）上，本研究团队向新创企业发放并收回调研问 卷 １００份。通过对预调研的数据进行分析，运用“相关系数平方小于 ０．５”以及“修正问项总相关系数小

８６ ｈｔｔｐ：／／ｃｌｇｓｋ．ｑｋｓ．ｃｑｕｔ．ｅｄｕ．ｃｎ 于 ０．４”两项指标删除贡献较小的测量问项，并根据调研反馈对文献措辞进行修改，形成包含 ３０个测量 问项的正式问卷。 （二）数据采集与样本情况 研究聚焦新创企业，根据 Ｃａｉ等［３４］和李巍等［３５］的观点，将成立时间超过 １年但不足 ８年的创业企业 作为调研对象。成渝地区已成为中国经济发展的重要增长极，近年来创新创业活动非常活跃，同时考虑 到数据收集的可行性和经济性，研究面向成渝双城经济圈中的 １５家成立时间超过 ８年的国家科技部备 案众创空间或创业孵化园开展问卷调查。调研的主要步骤为：首先，在众创空间或孵化园运营机构协助 下，获取符合条件的企业名单；然后，联系名单企业，询问参与调查的意愿，形成被调查企业名单；继而，向 被调查企业发放并回收调查问卷；最后，对问卷进行整理和复核，对一些缺失不严重的问卷进行补充调 查。调查历时 ２个月，共发放调查问卷 ５００份，回收问卷 ３４８份，其 中 有 效 问 卷 ２７９份，有 效 回 收 率 ５５．８％。 考虑到所有变量测量来自同一被访者，研究运用 Ｈａｒｍａｎ单因素检验法对共同方法偏差（ＣＭＶ）进行 检验。对全部 ３０个问项进行探索性因子分析，结果显示，未旋转前抽取的 ６个公因子累积方差贡献率达 到 ７６．３５％；其中，第一个因子的解释方差比例为 ２３．８４％，未超过总变异量的 ５０％，表明不存在能够解释 绝大部分变异量的单因子。将成都和重庆地区的样本数据分组进行方差分析，没有发现不同地区数据之 间的质量存在显著差异；对全部回收问卷进行 Ｔ检验，没有发现有效问卷与无效问卷在控制变量方面存 在显著差异，可以忽略无效回应偏差。样本企业情况如表 １所示。 表 １　被调查企业基本情况 企业规模 少于 ２０人 ２０～４９人 ５０～９９人 １００～１５０人 １５０人以上 数量（占比） ９２（３２．９８％） ２９（１０．３９％） ８４（３０．１１％） ６７（２４．０１％） ７（２．５１％） 行业性质 数量（占比） 非高新技术企业 高新技术企业 所属区域 １８３（６５．５９％） ９６（３４．４１％） 数量（占比） 重庆地区 成都地区 １７６（６３．０８％） １０３（３６．９２％） 四、实证分析 （一）信效度检验 研究使用 Ｃｒｏｎｂａｃｈ’ｓα值对核心概念测量的信度进行检验。表 ２数据显示，全部核心概念的 α值在 ０．８２９至 ０．９１５之间，均高于 ０．７水平。这表明各测量问项的内部一致性较好，核心概念测量的信度非常 理想。 　　研究使用成熟量表对所涉及核心概念进行测量，且根据创业情景对问项措辞进行了修改，从而使测 量的内容效度得到保证。运用验证性因子分析（ＣＦＡ）对概念测量的收敛效度进行检验，分析结论表明 （表 ２），所有测量问项的标准化因子载荷均高于 ０．５水平，且在 ０．０１水平下呈显著性，说明测量的收敛 效度也比较理想。对判别效度的检验运用 Ｐｅａｒｓｏｎ相关系数和平均提炼方差（ＡＶＥ）平方根来进行评价。 数据显示（表 ３），在 ９５％置信区间内任意概念之间相关系数不等于 １，且平均提炼方差平方根均大于所 对应概念的相关系数绝对值，表明测量的判别效度也符合要求。

李　巍，等：新创企业双元营销能力驱动市场效能的路径研究 ８７ 表 ２　测量的信度和收敛效度检验 核心概念 测量问项 因子载荷 α值 ＡＶＥ 营销开发 ０．８９５ ０．６１４ 企业经常与目标顾客进行“对话”以掌握需求 ０．７８２ 能力 企业专注于与顾客建立长期关系以确保重复业务 ０．７６４ ０．９１５ ０．６２８ 企业一直致力于维护高价值顾客的忠诚度 ０．８２１ ０．８４７ ０．６０９ 营销探索 企业努力改善现有产品的功能和质量 ０．８０３ ０．８２９ ０．５９１ 能力 企业持续降低生产成本 ０．７８２ ０．８９７ ０．６２９ 企业不断提高生产的灵活性 ０．７４６ ０．９０３ ０．６１２ 技术驱动型 企业努力寻求采用新的方法以满足顾客需求 ０．７９４ 营销创新 企业不断接触和获得新的顾客群体 ０．７８５ 企业不断进入新的细分市场 ０．８２４ 市场驱动型 相比主要竞争对手，企业产品换代速度更快 ０．８１３ 营销创新 企业持续扩展产品范围和延伸产品线 ０．７８７ 企业持续投入新技术的研发和储备 ０．７５１ 竞争强度 企业倾向于率先将新技术运用于新产品开发 ０．７７１ 企业产品与主要竞争对手产品非常类似 ０．７５６ 市场效能 企业在产品交付过程中运用新技术，以优化顾客体验 ０．８０５ 企业经常尝试在营销传播中运用新的技术手段 ０．７９１ 企业主要根据顾客需求进行产品研发或改进 ０．８１２ 企业在产品促销活动中的改进很容易被顾客接受 ０．７８３ 企业在产品定价方面的调整很容易被顾客接受 ０．７５７ 对高价值顾客而言，企业的产品有较高转换成本 ０．７１９ 企业所在行业的竞争十分激烈 ０．７６８ 本行业的企业经常开展价格战 ０．７８３ 本行业中新的企业进入比较容易 ０．８２７ 本行业的产品比较容易被对手模仿 ０．７９２ 企业销售增长水平优于主要竞争对手 ０．８０９ 企业品牌影响力高于主要竞争对手 ０．８０１ 企业产品在市场中处于优势地位 ０．７２６ 相较于主要竞争对手，企业的顾客流失率比较低 ０．８１４ 企业拥有很多长期顾客 ０．７８３ 顾客常常为企业产品说好话 ０．７５６ 表 ３　测量的信度与判别效度检验 核心概念 均值 １ ２ ３ ４ ５ ６ ７ ８ 营销开发能力 — 营销探索能力 ３．９４８ ０．７８４ ０．７８２ — 技术驱动型营销创新 ０．０１３ ０．０３７ 市场驱动型营销创新 ３．６４１ －０．１０９ ０．７９２ ０．０９５ 竞争强度 市场效能 ３．１８３ ０．０７２ ０．１５８ ０．７８０ 企业规模 企业性质 ３．８５４ ０．１７２ ０．０６２ －０．１０３ ０．７６９ ４．０１６ ０．０９１ ０．０４７ ０．０１３ ０．０７２ ０．７９３ ３．５７２ ０．２０１ ０．１６４ ０．１７３ ０．２１５ －０．１０７ ２．１８３ ０．０５７ ０．０１２ ０．０８２ ０．０３２ ０．００８ ０．４１６ ０．０７３ ０．１０８ ０．１３８ －０．０２７ －０．０５１ 　　注：对角线为概念的 ＡＶＥ值平方根；表示 ｐ＜０．０５，表示 ｐ＜０．０１

８８ ｈｔｔｐ：／／ｃｌｇｓｋ．ｑｋｓ．ｃｑｕｔ．ｅｄｕ．ｃｎ （二）中介效应检验 为确保结构方程模型构建与研究假设检验的准确性，研究首先对营销创新的中介效应进行检验，以 确认中介效应的性质并为建立结构方程模型提供指引。运用三步回归法检验营销创新的中介效应［３６］， 具体步骤为（表 ４）：首先，将中介变量技术驱动型（β＝０．３０８，ｐ＜０．００１）和市场驱动型（β＝０．２９６，ｐ＜ ０００１）营销创新与双元营销能力进行回归，回归系数显著。然后，将因变量市场效能与自变量双元营销 能力进行回归，回归系数呈显著性（β＝０．２５７，ｐ＜０．０１）。最后，将因变量市场效能同时与自变量双元营 销能力，及中介变量技术驱动型（β＝０．２８７，ｐ＜０．００１）与市场驱动型（β＝０．２６３，ｐ＜０．０１）进行回归；中 介变量两类营销创新的回归系数比较显著，而市场效能与双元营销能力的回归系数仍显著。结论表明， 营销创新在双元营销能力与市场效能的关系中发挥部分中介效应。 表 ４　营销创新中介效应的检验结果 关系 第一步 第二步 第三步 结论 双元 技术驱动型营销创新 市场效能与双元 市场效能与技术驱动 市场效能与双元 部分 营销 与双元营销能力回归 营销能力回归 型营销创新回归 营销能力回归 中介 能力 与市 β ｔ β ｔ β ｔ β ｔ 部分 场效 ０．３０８ ９．４７１ ０．２５７ ６．９３６ ０．２８７ ７．９５１ ０．２１６ ５．７１６ 中介 能 市场驱动型营销创新 市场效能与双元 市场效能与市场驱动 市场效能与双元 与双元营销能力回归 营销能力回归 型营销创新回归 营销能力回归 β ｔ β ｔ β ｔ β ｔ ０．２９６ ８．６７１ ０．２５７ ６．９３６ ０．２６３ ６．９４８ ０．２０３ ４．９２８ 　　注：β为标准化系数；表示 ｐ＜０．０５，表示 ｐ＜０．０１，表示 ｐ＜０．００１ （三）主效应检验 依据研究假设与中介效应检验结论，研究使用 ＡＭＯＳ２１．０建立结构方程模型，运用路径关系结论进 行主效应检验。输出结构方程模型的各项指标值显示（图 ２），绝对拟合度指标 ＧＦＩ和 ＡＧＦＩ均高于 ０．９ 水平，增值拟合度指标 ＣＦＩ、ＮＦＩ和 ＴＦＩ均高于 ０．９水平，简约拟合度指标 ＰＧＦＩ和 ＰＮＦＩ都高于 ０．５水平， 表明模型的拟合度比较理想，可以用于假设检验。 表示 ｐ＜０．０１，表示 ｐ＜０．００１ 图 ２　主效应路径关系模型 　　路径分析结论显示（图 ２），开发主导型（β＝０．２１６，ｐ＜０．０１）与探索主导型（β＝０．２０７，ｐ＜０．０１）双元 营销能力对市场效能均有积极影响，即 Ｈ１ａ和 Ｈ１ｂ通过验证。开发主导型双元营销能力对市场驱动型 营销创新（β＝０．３２７，ｐ＜０．００１）有积极效应，但对技术驱动型营销创新的影响不显著；探索主导型双元营

李　巍，等：新创企业双元营销能力驱动市场效能的路径研究 ８９ 销能力对技术驱动型营销创新（β＝０．３１５，ｐ＜０．００１）有积极作用，而对市场驱动型营销创新没有显著影 响。同时，技术驱动型（β＝０．２９４，ｐ＜０．００１）和市场驱动型（β＝０．３０２，ｐ＜０．００１）营销创新均对市场效 能影响显著。结论表明，Ｈ２ｂ和 Ｈ３ａ通过验证，而 Ｈ２ａ和 Ｈ３ｂ未得到数据支持。 （四）调节效应检验 研究运用回归分析对竞争强度的调节效应进行检验，具体步骤为（表 ５）：首先引入控制变量，得到模 型 １，然后引入自变量双元营销能力和中介变量营销创新，得到模型 ２；最后在模型 ２的基础上引入调节 变量竞争强度及其与自变量、中介变量的交互项，得到模型 ３和模型 ４。 表 ５　竞争强度调节效应的检验 变量 模型 １ 市场效能 模型 ４ 模型 ２ 模型 ３ 控制变量 企业规模 ０．１１２ ０．１０９ ０．１０２ ０．１０７ 行业性质 ０．１４３ ０．１３８ ０．１２２ ０．１１６ 自变量 开发主导型双元营销能力 ０．２３７ ０．２２８ ０．２１６ 探索主导型双元营销能力 ０．２１９ ０．２１５ ０．２０８ 中介变量 技术驱动型营销创新 ０．３０６ ０．２９８ ０．２８５ 市场驱动型营销创新 ０．３１２ ０．３０５ ０．３０２ 调节变量 竞争强度 ０．１０８ ０．０９３ 交互项 开发主导型双元营销能力 ×竞争强度 ０．０２６ ０．２８５ ０．２６３ ０．２５６ 探索主导型双元营销能力 ×竞争强度 ２．９１４ ０．２５９ －０．２１５ －０．２０７ 技术驱动型营销创新 ×竞争强度 １５．３１８ 市场驱动型营销创新 ×竞争强度 ０．３２８ ０．２８３ Ｒ２ ０．３０２ ０．１２８ 调整后 Ｒ２ １８．４６７ ０．３４９ Ｆ值 ０．３２３ １９．１６５ 　　注：表示 ｐ＜０．０５，表示 ｐ＜０．０１，表示 ｐ＜０．００１ 　　结论表明：一方面，竞争强度正向调节开发主导型双元营销能力与市场效能的积极关系（β＝０．２６３， ｐ＜０．０１），但负向调节探索主导型双元营销能力与市场效能的积极关系（β＝－０．２１５，ｐ＜０．０１），即 Ｈ４ａ 得到支持，Ｈ４ｂ未被验证。另一方面，竞争强度正向调节技术驱动型营销创新与市场效能积极关系（β＝ ０．２８３，ｐ＜０．００１），但对市场驱动型营销创新与市场效能正向关系没有调节作用，即 Ｈ５ａ通过验证，Ｈ５ｂ 未被支持。运用简单坡度分析方法，绘制竞争强度的调节效应如图 ３所示。

９０ ｈｔｔｐ：／／ｃｌｇｓｋ．ｑｋｓ．ｃｑｕｔ．ｅｄｕ．ｃｎ 图 ３　竞争强度的调节效应 五、结论与讨论 （一）研究结论 研究基于“能力 －行为 －绩效”分析框架，在考察营销创新中介效应和竞争强度调节效应的基础上， 探讨新创企业双元营销能力与市场效能的逻辑关系。主要结论包括： 首先，开发主导型和探索主导型双元营销能力均对市场效能有显著影响作用。研究结论表明，营销 开发与探索是一个连续统一体，单单侧重或聚焦某一方面的能力都会对新创企业发展产生负面影响。以 开发为主导的双元营销能力，能够避免企业陷入“失败陷阱”，确保企业在激烈竞争中生存下来；而以探 索为主导的双元营销能力，能够使新创企业远离“成功陷阱”，超越发展过程中的路径依赖，进而实现持 续成长。开发主导型和探索主导型双元营销能力依据新创企业的内外部环境因素进行动态配置，有利于 企业实现顾客资产及竞争优势的获取和维持。 其次，营销创新在联结双元营销能力与市场效能中扮演关键角色。结论表明，开发主导型双元营销 能力与市场驱动型营销创新紧密关联，而探索主导型双元营销能力则与技术驱动型营销创新密切相关， 进而形成了“开发主导型双元营销能力→市场驱动型营销创新→市场效能”和“探索主导型双元营销能 力→技术驱动型营销创新→市场效能”两条路径，以阐释双元营销能力、营销创新和市场效能的内在关 联。开发主导型双元营销能力对技术驱动型营销创新的影响没有被证实，可能的原因是，该类能力聚焦 于现有营销知识、技能和流程的运用，缺乏对新创企业技术创新的直接效应，其影响作用可能需要其他因 素的介入，如创业者认知、创业导向等。同时，探索主导型双元营销能力关注新知识和技能的发展，以及 新产品的开发，对市场创新的影响可能也并非直接作用，还需要顾客参与和价值共创活动的共同作用，进 而导致探索主导型双元营销能力对市场驱动型营销创新的直接影响不显著。 最后，竞争强度作为重要的权变因素在双元营销能力、营销创新与市场效能关系中发挥重要作用。 竞争强度正向调节开发主导型双元营销能力及技术驱动型营销创新与市场效能积极关系，但对探索主导 型双元营销能力与市场效能正向关系却是负向调节。这意味着，行业及市场的竞争强度越大，新创企业 更应该以“活下来”为首要目标，强调市场变现，而不是将更多资源投入到潜在市场的培育，即减少营销 探索活动的资源配置。竞争强度对市场驱动型营销创新与市场效能的调节效应并没有被证实，表明无论 市场竞争环境如何，围绕新目标顾客群体进行的价值发掘与锁定活动均对竞争优势和顾客资产有显著作 用，结论强化了市场驱动型营销创新对新创企业市场效能提升的关键价值。 （二）价值与启示 在创业情境下，建立包含中介变量和调节变量的整合分析框架，系统探究新创企业双元营销能力与

李　巍，等：新创企业双元营销能力驱动市场效能的路径研究 ９１ 市场效能的关系，具有一定创新性，主要表现在：一方面，以往组织双元性的研究涵盖探索与开发、渐进与 突破、顾客与产品、技术与市场等多种双元形式，本研究结合新创企业实践，基于“权衡”而非“平衡”的分 析思路，将双元营销能力视为营销探索能力与营销开发能力之间的连续统一体，从开发主导型和探索主 导型对双元营销能力进行探讨，丰富了双元营销能力的内涵研究。另一方面，研究从配置理论视角，引入 中介变量营销创新和调节变量竞争强度构建整合分析框架，通过直接和间接效应路径，系统地分析了新 创企业双元能力与市场效能之间的逻辑关系，结论弥合了双元营销能力效应机制研究的不一致结论。 同时，本研究也对新创企业培育营销能力，开展营销创新提供了管理启示：首先，双元营销能力是新 创企业应对“两难困境”的组织能力，应该将其视为营销开发能力与探索能力的连续统一体，既不苛刻地 追求二者的平衡，也不片面地强调其中一方。企业需要根据创业导向和发展阶段等内外部因素，动态配 置在开发与探索层面的资源和能力。其次，当新创企业处于高度竞争的行业及市场环境时，应该重视对 营销开发能力的培育，发展开发主导型双元能力，避免企业陷入“失败陷阱”。最后，无论是技术驱动还 是市场驱动，营销创新对新创企业构建顾客资产和竞争优势具有不可替代的价值。当企业处于高度竞争 的行业环境时，更应该注重以技术驱动的营销创新活动。 （三）研究不足与展望 研究基于创业情景深化对双元营销能力及其与市场效能关系的理解，但还存在一些研究不足：一方 面，研究主要从营销创新和竞争强度的内外部视角探讨双元营销能力与市场效能的关系，可能还存在一 些内部因素如竞争战略、产品创新等，以及其他外部因素如技术动态性、政策不确定性等，可以用于深化 理解双元营销能力与市场效能的逻辑关联。另一方面，样本企业数据主要来自成渝地区且聚焦于科技型 新创企业，缺乏涵盖其他地区和其他类型企业的数据，可能会影响研究结论的普适性，后续研究还应该针 对不同行业、不同区域的新创企业进行对比研究，以深化对双元营销能力的理解。 参考文献： ［１］　ＡＴＵＡＨＥＮＥＧＫ．Ｒｅｓｏｌｖｉｎｇｔｈｅｃａｐａｂｉｌｉｔｙｒｉｇｉｄｉｔｙｐａｒａｄｏｘｉｎｎｅｗｐｒｏｄｕｃｔｉｎｎｏｖａｔｉｏｎ［Ｊ］．ＪｏｕｒｎａｌｏｆＭａｒｋｅｔｉｎｇ，２００５，６９（４）： ６１－８３． ［２］　彭 正 龙，何 培 旭，李 泽．双 元 营 销 能 力 平 衡、战 略 地 位 优 势 与 新 创 高 技 术 服 务 企 业 绩 效 ［Ｊ］．管 理 科 学，２０１５（３）： １１５－１２９． ［３］　 ＫＹＲＩＡＫＯＰＯＵＬＯＳＫ，ＭＯＯＲＭＡＮ Ｃ．Ｔｒａｄｅｏｆｆｓｉｎｍａｒｋｅｔｉｎｇｅｘｐｌｏｉｔａｔｉｏｎａｎｄｅｘｐｌｏｒａｔｉｏｎｓｔｒａｔｅｇｉｅｓ：Ｔｈｅｏｖｅｒｌｏｏｋｅｄｒｏｌｅｏｆ ｍａｒｋｅｔｏｒｉｅｎｔａｔｉｏｎ［Ｊ］．ＩｎｔｅｒｎａｔｉｏｎａｌＪｏｕｒｎａｌｏｆＲｅｓｅａｒｃｈｉｎＭａｒｋｅｔｉｎｇ，２００４，２１（３）：２１９－２４０． ［４］　ＭＥＨＲＡＢＩＨ，ＣＯＶＩＥＬＬＯＮ，ＲＡＮＡＷＥＥＲＡＣ．Ａｍｂｉｄｅｘｔｒｏｕｓｍａｒｋｅｔｉｎｇｃａｐａｂｉｌｉｔｉｅｓａｎｄｐｅｒｆｏｒｍａｎｃｅ：Ｈｏｗａｎｄｗｈｅｎｅｎｔｒｅｐｒｅ ｎｅｕｒｉａｌｏｒｉｅｎｔａｔｉｏｎｍａｋｅｓａｄｉｆｆｅｒｅｎｃｅ［Ｊ］．ＩｎｄｕｓｔｒｉａｌＭａｒｋｅｔｉｎｇＭａｎａｇｅｍｅｎｔ，２０１９，７７（２）：１２９－１４２． ［５］　ＡＤＩＷＩＪＡＹＡＫ，ＷＡＨＹＵＮＩＳ，ＧＡＹＡＴＲＩＧ，ｅｔａｌ．Ｄｏｅｓｍａｒｋｅｔｉｎｇａｍｂｉｄｅｘｔｅｒｉｔｙｂｏｏｓｔｍａｒｋｅｔｉｎｇｐｅｒｆｏｒｍａｎｃｅ？Ｅｍｐｉｒｉｃａｌｅｖｉ ｄｅｎｃｅｉｎｉｎｄｏｎｅｓｉａ’ｓｃｏｎｓｕｍｅｒｇｏｏｄｓ［Ｊ］．ＪｏｕｒｎａｌｏｆＧｌｏｂａｌＭａｒｋｅｔｉｎｇ，２０２０，３３（４）：２６６－２８８． ［６］　ＶＯＲＨＩＥＳＤ，ＯＲＲＬ，ＢＵＳＨ Ｖ．Ｅｒｒａｔｕｍ ｔｏ：Ｉｍｐｒｏｖｉｎｇｃｕｓｔｏｍｅｒｆｏｃｕｓｅｄｍａｒｋｅｔｉｎｇｃａｐａｂｉｌｉｔｉｅｓａｎｄｆｉｒｍ ｆｉｎａｎｃｉａｌｐｅｒｆｏｒｍａｎｃｅ ｖｉａｍａｒｋｅｔｉｎｇｅｘｐｌｏｒａｔｉｏｎａｎｄｅｘｐｌｏｉｔａｔｉｏｎ［Ｊ］．ＪｏｕｒｎａｌｏｆｔｈｅＡｃａｄｅｍｙｏｆＭａｒｋｅｔｉｎｇＳｃｉｅｎｃｅ，２０１１，３９（５）：７３６－７５６． ［７］　ＲＥＩＮＡＲＴＺＷ，ＴＨＯＭＡＳＪ，ＫＵＭＡＲＶ．Ｂａｌａｎｃｉｎｇａｃｑｕｉｓｉｔｉｏｎａｎｄｒｅｔｅｎｔｉｏｎｒｅｓｏｕｒｃｅｓｔｏｍａｘｉｍｉｚｅｃｕｓｔｏｍｅｒｐｒｏｆｉｔａｂｉｌｉｔｙ［Ｊ］． ＪｏｕｒｎａｌｏｆＭａｒｋｅｔｉｎｇ，２００５，６９（１）：６３－７９． ［８］　ＪＯＳＥＰＨＳＯＮＢ，ＪＯＨＮＳＯＮＬ，ＭＡＲＩＡＤＯＳＳＪ．Ｓｔｒａｔｅｇｉｃｍａｒｋｅｔｉｎｇａｍｂｉｄｅｘｔｅｒｉｔｙ：Ａｎｔｅｃｅｄｅｎｔｓａｎｄｆｉｎａｎｃｉａｌｃｏｎｓｅｑｕｅｎｃｅｓ［Ｊ］． ＪｏｕｒｎａｌｏｆｔｈｅＡｃａｄｅｍｙｏｆＭａｒｋｅｔｉｎｇＳｃｉｅｎｃｅ，２０１６，４４（４）：５３９－５５４．

９２ ｈｔｔｐ：／／ｃｌｇｓｋ．ｑｋｓ．ｃｑｕｔ．ｅｄｕ．ｃｎ ［９］　陆瑶，李巍，李雨洋．战略联盟、市场双元与农村创业企业绩效［Ｊ］．西南大学学报（社会科学版），２０２１（１）：６２－７１，２２６． ［１０］ ＫＲＥＩＳＥＲＰＭ，ＫＵＲＡＴＫＯ Ｄ Ｆ，ＣＯＶＩＮ ＪＧ，ｅｔａｌ．Ｃｏｒｐｏｒａｔｅｅｎｔｒｅｐｒｅｎｅｕｒｓｈｉｐｓｔｒａｔｅｇｙ：Ｅｘｔｅｎｄｉｎｇｏｕｒｋｎｏｗｌｅｄｇｅｂｏｕｎｄａｒｉｅｓ ｔｈｒｏｕｇｈｃｏｎｆｉｇｕｒａｔｉｏｎｔｈｅｏｒｙ［Ｊ］．ＳｍａｌｌＢｕｓｉｎｅｓｓＥｃｏｎｏｍｉｃｓ，２０２１，５６：７３９－７５８． ［１１］ ＭＡＲＣＨ ＪＧ．Ｅｘｐｌｏｒａｔｉｏｎａｎｄｅｘｐｌｏｉｔａｔｉｏｎｉｎｏｒｇａｎｉｚａｔｉｏｎａｌｌｅａｒｎｉｎｇ［Ｊ］．ＯｒｇａｎｉｚａｔｉｏｎＳｃｉｅｎｃｅ，１９９１，２（１）：７１－８７． ［１２］ ＡＬＱＡＨＴＡＮＩＮ，ＵＳＬＡＹＢＣ．Ｅｎｔｒｅｐｒｅｎｅｕｒｉａｌｍａｒｋｅｔｉｎｇａｎｄｆｉｒｍｐｅｒｆｏｒｍａｎｃｅ：Ｓｙｎｔｈｅｓｉｓａｎｄｃｏｎｃｅｐｔｕａｌｄｅｖｅｌｏｐｍｅｎｔ［Ｊ］．Ｊｏｕｒ ｎａｌｏｆＢｕｓｉｎｅｓｓＲｅｓｅａｒｃｈ，２０２０，１１３（２）：６２－７１． ［１３］ ＲＵＳＴＲ，ＡＭＢＬＥＲＴ，ＣＡＲＰＥＮＴＥＲＧ，ｅｔａｌ．Ｍｅａｓｕｒｉｎｇｍａｒｋｅｔｉｎｇｐｒｏｄｕｃｔｉｖｉｔｙ：Ｃｕｒｒｅｎｔｋｎｏｗｌｅｄｇｅａｎｄｆｕｔｕｒｅｄｉｒｅｃｔｉｏｎｓ［Ｊ］． ＪｏｕｒｎａｌｏｆＭａｒｋｅｔｉｎｇ，２００４，６８（４）：７６－８９． ［１４］ ＮＡＩＤＯＯＶ．Ｆｉｒｍ ｓｕｒｖｉｖａｌｔｈｒｏｕｇｈａｃｒｉｓｉｓ：Ｔｈｅｉｎｆｌｕｅｎｃｅｏｆｍａｒｋｅｔｏｒｉｅｎｔａｔｉｏｎ，ｍａｒｋｅｔｉｎｇｉｎｎｏｖａｔｉｏｎａｎｄｂｕｓｉｎｅｓｓｓｔｒａｔｅｇｙ［Ｊ］． ＩｎｄｕｓｔｒｉａｌＭａｒｋｅｔｉｎｇＭａｎａｇｅｍｅｎｔ，２０１０，３９（８）：１３１１－１３２０． ［１５］ 李巍，丁超．商业模式创新 驱动 市场效 能的机制研究———营 销 动 态 能 力 的 调 节 效 应 ［Ｊ］．商 业 经 济 与 管 理，２０１７（４）： ７０－７９． ［１６］ ＧＡＲＣ?ＡＣＡＢＲＥＲＡ Ａ Ｍ，ＧＲＡＣＩＡ Ｇ，ＡＲ?ＳＴＩＤＥＳＯ．Ｅｎｔｒｅｐｒｅｎｅｕｒｓ’ｒｅｓｏｕｒｃｅｓ，ｔｅｃｈｎｏｌｏｇｙｓｔｒａｔｅｇｙ，ａｎｄｎｅｗｔｅｃｈｎｏｌｏｇｙ ｂａｓｅｄｆｉｒｍｓ’ｐｅｒｆｏｒｍａｎｃｅ［Ｊ］．ＪｏｕｒｎａｌｏｆＳｍａｌｌＢｕｓｉｎｅｓｓＭａｎａｇｅｍｅｎｔ，２０１９，５７（４）：１５０６－１５３０． ［１７］ ＨＡＲＭＡＮＣＩＯＧＬＵＡＮ，Ｓ??ＫＳＪ?ＲＶＩＢＭ，ＨＵＬＴＩＮＫＢＥ．Ｃａｎｎｉｂａｌｉｚｅａｎｄｃｏｍｂｉｎｅ？Ｔｈｅｉｍｐａｃｔｏｆａｍｂｉｄｅｘｔｒｏｕｓｉｎｎｏｖａｔｉｏｎｏｎ ｏｒｇａｎｉｚａｔｉｏｎａｌｏｕｔｃｏｍｅｓｕｎｄｅｒｍａｒｋｅｔｃｏｍｐｅｔｉｔｉｏｎ［Ｊ］．ＩｎｄｕｓｔｒｉａｌＭａｒｋｅｔｉｎｇＭａｎａｇｅｍｅｎｔ，２０２０，８５（１）：４４－５７． ［１８］ ＢＯＵＮＣＫＥＮＡＲ，ＦＲＥＤＲＩＣＨＡ Ｖ，ＫＲＡＵＳＣＳ，ｅｔａｌ．Ｉｎｎｏｖａｔｉｏｎａｌｌｉａｎｃｅｓ：Ｂａｌａｎｃｉｎｇｖａｌｕｅｃｒｅａｔｉｏｎｄｙｎａｍｉｃｓ，ｃｏｍｐｅｔｉｔｉｖｅｉｎ ｔｅｎｓｉｔｙａｎｄｍａｒｋｅｔｏｖｅｒｌａｐ［Ｊ］．ＪｏｕｒｎａｌｏｆＢｕｓｉｎｅｓｓＲｅｓｅａｒｃｈ，２０２０，１１２（２）：２４０－２４７． ［１９］ 杨伟，刘益，沈灏，等．管理创新与营销创新对企业绩效的实证研究———基于新创企业和成熟企业的分类样本［Ｊ］．科学 学与科学技术管理，２０１１（３）：６７－７３． ［２０］ ＣＨＡＮＧＷ，ＦＲＡＮＫＥＧ，ＢＵＴＬＥＲＴ，ｅｔａｌ．Ｄｉｆｆｅｒｅｎｔｉａｌｍｅｄｉａｔｉｎｇｅｆｆｅｃｔｓｏｆｒａｄｉｃａｌａｎｄｉｎｃｒｅｍｅｎｔａｌｉｎｎｏｖａｔｉｏｎｏｎｍａｒｋｅｔｏｒｉｅｎ ｔａｔｉｏｎｐｅｒｆｏｒｍａｎｃｅｒｅｌａｔｉｏｎｓｈｉｐ：Ａｍｅｔａａｎａｌｙｓｉｓ［Ｊ］．ＪｏｕｒｎａｌｏｆＭａｒｋｅｔｉｎｇＴｈｅｏｒｙａｎｄＰｒａｃｔｉｃｅ，２０１４，２２（３）：２３５－２５０． ［２１］ ＳＰＡＮＪＯＬＪ，ＭＨＬＭＥＩＥＲＳ，ＴＯＭＣＺＡＫＴ．Ｓｔｒａｔｅｇｉｃｏｒｉｅｎｔａｔｉｏｎａｎｄｐｒｏｄｕｃｔｉｎｎｏｖａｔｉｏｎ：Ｅｘｐｌｏｒｉｎｇａｄｅｃｏｍｐｏｓｉｔｉｏｎａｌａｐｐｒｏａｃｈ ［Ｊ］．ＪｏｕｒｎａｌｏｆＰｒｏｄｕｃｔＩｎｎｏｖａｔｉｏｎＭａｎａｇｅｍｅｎｔ，２０１２，２９（６）：９６７－９８５． ［２２］ ＳＯＫＰ，Ｏ’ＣＡＳＳＡ，ＳＯＫＫ．ＡｃｈｉｅｖｉｎｇｓｕｐｅｒｉｏｒＳＭＥｐｅｒｆｏｒｍａｎｃｅ：Ｏｖｅｒａｒｃｈｉｎｇｒｏｌｅｏｆｍａｒｋｅｔｉｎｇ，ｉｎｎｏｖａｔｉｏｎ，ａｎｄｌｅａｒｎｉｎｇｃａｐａ ｂｉｌｉｔｉｅｓ［Ｊ］．ＡｕｓｔｒａｌａｓｉａｎＭａｒｋｅｔｉｎｇＪｏｕｒｎａｌ，２０１３，２１（３）：１６１－１６７． ［２３］ ＲＥＮＫＯＡＭ，ＹＬＩＲＥＮＫＯＢＨ，ＤＥＮＯＯＬ．Ｓｏｌｄ，ｎｏｔｂｏｕｇｈｔ：Ｍａｒｋｅｔｏｒｉｅｎｔａｔｉｏｎａｎｄｔｅｃｈｎｏｌｏｇｙａｓｄｒｉｖｅｒｓｏｆａｃｑｕｉｓｉｔｉｏｎｓｏｆｐｒｉ ｖａｔｅｂｉｏｔｅｃｈｎｏｌｏｇｙｖｅｎｔｕｒｅｓ［Ｊ］．ＪｏｕｒｎａｌｏｆＢｕｓｉｎｅｓｓＶｅｎｔｕｒｉｎｇ，２０２０，４（ｏｎｌｉｎｅ），ｈｔｔｐｓ：／／ｄｏｉ．ｏｒｇ／１０．１０１６／ｊ．ｊｂｕｓｖｅｎｔ． ２０２０．１０６０２２． ［２４］ ＨＡＵＳＥＲＪ，ＴＥＬＬＩＳＧ，ＧＲＩＦＦＩＮ Ａ．Ｒｅｓｅａｒｃｈｏｎｉｎｎｏｖａｔｉｏｎ：Ａ ｒｅｖｉｅｗａｎｄａｇｅｎｄａｆｏｒｍａｒｋｅｔｉｎｇｓｃｉｅｎｃｅ［Ｊ］．ＭａｒｋｅｔｉｎｇＳｃｉ ｅｎｃｅ，２００６，２５（６）：６８７－７１７． ［２５］ 李先江．营销创新对公司创业导向与组织绩效关系的中介效应研究———基于中东部八省市企业的实证研究［Ｊ］．研究 与发展管理，２０１２（２）：１１５－１２５． ［２６］ ＡＵＨ Ｓ，ＭＥＮＧＵＣＢ．Ｂａｌａｎｃｉｎｇｅｘｐｌｏｒａｔｉｏｎａｎｄｅｘｐｌｏｉｔａｔｉｏｎ：Ｔｈｅｍｏｄｅｒａｔｉｎｇｒｏｌｅｏｆｃｏｍｐｅｔｉｔｉｖｅｉｎｔｅｎｓｉｔｙ［Ｊ］．ＪｏｕｒｎａｌｏｆＢｕｓｉ ｎｅｓｓＲｅｓｅａｒｃｈ，２００５，５８（１２）：１６５２－１６６１． ［２７］ ＭＡＲＴＩＮＳ，ＪＡＶＡＬＧＩＲ．Ｅｎｔｒｅｐｒｅｎｅｕｒｉａｌｏｒｉｅｎｔａｔｉｏｎ，ｍａｒｋｅｔｉｎｇｃａｐａｂｉｌｉｔｉｅｓａｎｄｐｅｒｆｏｒｍａｎｃｅ：Ｔｈｅｍｏｄｅｒａｔｉｎｇｒｏｌｅｏｆｃｏｍｐｅｔｉ ｔｉｖｅｉｎｔｅｎｓｉｔｙｏｎＬａｔｉｎＡｍｅｒｉｃａｎｉｎｔｅｒｎａｔｉｏｎａｌｎｅｗｖｅｎｔｕｒｅｓ［Ｊ］．ＪｏｕｒｎａｌｏｆＢｕｓｉｎｅｓｓＲｅｓｅａｒｃｈ，２０１６，６９（６）：２０４０－２０５１． ［２８］ ＹＡＮＧＴ，ＬＩＲ．Ｃｏｍｐｅｔｅｎｃｅｅｘｐｌｏｒａｔｉｏｎａｎｄｅｘｐｌｏｉｔａｔｉｏｎｉｎｎｅｗｐｒｏｄｕｃｔｄｅｖｅｌｏｐｍｅｎｔ：Ｔｈｅｍｏｄｅｒａｔｉｎｇｅｆｆｅｃｔｓｏｆｅｎｖｉｒｏｎｍｅｎｔａｌ ｄｙｎａｍｉｓｍａｎｄｃｏｍｐｅｔｉｔｉｖｅｎｅｓｓ［Ｊ］．ＭａｎａｇｅｍｅｎｔＤｅｃｉｓｉｏｎ，２０１１，４９（９）：１４４４－１４７０． ［２９］ ＥＬＤＯＲＬ．Ｈｏｗｃｏｌｌｅｃｔｉｖｅｅｎｇａｇｅｍｅｎｔｃｒｅａｔｅｓｃｏｍｐｅｔｉｔｉｖｅａｄｖａｎｔａｇｅｆｏｒｏｒｇａｎｉｚａｔｉｏｎｓ：Ａｂｕｓｉｎｅｓｓｌｅｖｅｌｍｏｄｅｌｏｆｓｈａｒｅｄｖｉｓｉｏｎ， ｃｏｍｐｅｔｉｔｉｖｅｉｎｔｅｎｓｉｔｙ，ａｎｄｓｅｒｖｉｃｅｐｅｒｆｏｒｍａｎｃｅ［Ｊ］．ＪｏｕｒｎａｌｏｆＭａｎａｇｅｍｅｎｔＳｔｕｄｉｅｓ，２０１９，５７（１）：３７－６３．

李　巍，等：新创企业双元营销能力驱动市场效能的路径研究 ９３ ［３０］ＭＯＮＴＥＺＪ，ＲＵＩＺＡＦ，ＲＹＡＬＬＭ．Ｃｏｍｐｅｔｉｔｉｖｅｉｎｔｅｎｓｉｔｙａｎｄｉｔｓｔｗｏｓｉｄｅｄｅｆｆｅｃｔｏｎｔｈｅｂｏｕｎｄａｒｉｅｓｏｆｆｉｒｍ ｐｅｒｆｏｒｍａｎｃｅ［Ｊ］． ＭａｎａｇｅｍｅｎｔＳｃｉｅｎｃｅ，２０１８，６４（６）：２７１６－２７３３． ［３１］ ＭＩＣＨＡＥＬＩＳＡＴ，ＣＡＲＲＢＪ，ＳＣＨＥＡＦＣＤ，ｅｔａｌ．Ｔｈｅｆｒｕｇａｌｅｎｔｒｅｐｒｅｎｅｕｒ：Ａ ｓｅｌｆｒｅｇｕｌａｔｏｒｙｐｅｒｓｐｅｃｔｉｖｅｏｆｒｅｓｏｕｒｃｅｆｕｌｅｎｔｒｅｐｒｅ ｎｅｕｒｉａｌｂｅｈａｖｉｏｒ［Ｊ］．ＪｏｕｒｎａｌｏｆＢｕｓｉｎｅｓｓＶｅｎｔｕｒｉｎｇ，２０２０，３５（４）：６１８－６３６． ［３２］ ＢＯＵＮＣＫＥＮＡＲＢ，ＦＲＥＤＲＩＣＨＶ，ＲＩＴＡＬＡＰ，ｅｔａｌ．Ｖａｌｕｅｃｒｅａｔｉｏｎｃａｐｔｕｒｅｅｑｕｉｌｉｂｒｉｕｍｉｎｎｅｗｐｒｏｄｕｃｔｄｅｖｅｌｏｐｍｅｎｔａｌｌｉａｎｃｅｓ： Ａｍａｔｔｅｒｏｆｃｏｏｐｅｔｉｔｉｏｎ，ｅｘｐｅｒｔｐｏｗｅｒ，ａｎｄａｌｌｉａｎｃｅｉｍｐｏｒｔａｎｃｅ［Ｊ］．ＩｎｄｕｓｔｒｉａｌＭａｒｋｅｔｉｎｇＭａｎａｇｅｍｅｎｔ，２０２０，９０：６４８－６６２． ［３３］ ＷＥＩＺ，ＹＩＹ，ＧＵＯ Ｈ．Ｏｒｇａｎｉｚａｔｉｏｎａｌｌｅａｒｎｉｎｇａｍｂｉｄｅｘｔｅｒｉｔｙ，ｓｔｒａｔｅｇｉｃｆｌｅｘｉｂｉｌｉｔｙ，ａｎｄｎｅｗｐｒｏｄｕｃｔｄｅｖｅｌｏｐｍｅｎｔ［Ｊ］．Ｊｏｕｒｎａｌｏｆ ＰｒｏｄｕｃｔＩｎｎｏｖａｔｉｏｎＭａｎａｇｅｍｅｎｔ，２０１４，３１（４）：８３２－８４７． ［３４］ ＣＡＩＬ，ＧＵＯＲ，ＦＥＩＹ，ｅｔａｌ．Ｅｆｆｅｃｔｕａｔｉｏｎ，ｅｘｐｌｏｒａｔｏｒｙｌｅａｒｎｉｎｇａｎｄｎｅｗｖｅｎｔｕｒｅｐｅｒｆｏｒｍａｎｃｅ：Ｅｖｉｄｅｎｃｅｆｒｏｍ Ｃｈｉｎａ［Ｊ］．Ｊｏｕｒｎａｌ ｏｆＳｍａｌｌＢｕｓｉｎｅｓｓＭａｎａｇｅｍｅｎｔ，２０１７，５５（３）：３８８－４０３． ［３５］ 李巍，冯珠珠，谈丽艳，等．团队领导对创业团队交互记忆系统的影响研究［Ｊ］．管理学报，２０２０（６）：８８１－８９０． ［３６］ ＢＡＲＯＮＲ，ＫＥＮＮＹＤ．Ｔｈｅｍｏｄｅｒａｔｏｒｍｅｄｉａｔｏｒｖａｒｉａｂｌｅｄｉｓｔｉｎｃｔｉｏｎｉｎｓｏｃｉａｌｐｓｙｃｈｏｌｏｇｉｃａｌｒｅｓｅａｒｃｈ：Ｃｏｎｃｅｐｔｕａｌ，ｓｔｒａｔｅｇｉｃ，ａｎｄ ｓｔａｔｉｓｔｉｃａｌｃｏｎｓｉｄｅｒａｔｉｏｎｓ［Ｊ］．ＪｏｕｒｎａｌｏｆＰｅｒｓｏｎａｌｉｔｙａｎｄＳｏｃｉａｌＰｓｙｃｈｏｌｏｇｙ，１９８６，５１（６）：１１７３－１１８２． Ｒｅｓｅａｒｃｈｏｎｔｈｅｐａｔｈｓｏｆｎｅｗ ｖｅｎｔｕｒｅｓ’ａｍｂｉｄｅｘｔｒｏｕｓ ｍａｒｋｅｔｉｎｇｃａｐａｂｉｌｉｔｉｅｓｄｒｉｖｉｎｇｍａｒｋｅｔｅｆｆｅｃｔｉｖｅｎｅｓｓ ＬＩＷｅｉａ，ｂ，ＳＵＮＫｅｋｅａ，ＭＩＮＧＨｅｗｅｎａ，ＬＩＹｕｙａｎｇａ （ａ．ＳｃｈｏｏｌｏｆＭａｎａｇｅｍｅｎｔ；ｂ．ＣｏｌｌａｂｏｒａｔｉｖｅＲｅｓｅａｒｃｈＣｅｎｔｅｒｆｏｒＩｎｎｏｖａｔｉｏｎＤｒｉｖｅｎＥｎｔｒｅｐｒｅｎｅｕｒｓｈｉｐｏｆＣＱＵＴ， ＣｈｏｎｇｑｉｎｇＵｎｉｖｅｒｓｉｔｙｏｆＴｅｃｈｎｏｌｏｇｙ，Ｃｈｏｎｇｑｉｎｇ４０００５４，Ｃｈｉｎａ） 　　Ａｂｓｔｒａｃｔ：Ａｍｂｉｄｅｘｔｒｏｕｓｍａｒｋｅｔｉｎｇｃａｐａｂｉｌｉｔｙ（ＡＭＣ）ｐｌａｙｓａｋｅｙｒｏｌｅｏｎｔｈｅｒｅｓｐｏｎｓｅｔｏｇｒｏｗｔｈｐａｒａｄｏｘ ｏｆｎｅｗｖｅｎｔｕｒｅｓ（ＮＶｓ），ｂｕｔｔｈｅｒｅｉｓａｌａｃｋｏｆｉｎｔｅｇｒａｔｅｄｆｒａｍｅｗｏｒｋｏｎｈｏｗ ｄｏｅｓｉｔｐｌａｙｉｔｓｅｆｆｅｃｔｉｖｅｎｅｓｓ． Ｍａｒｋｅｔｉｎｇｉｎｎｏｖａｔｉｏｎｉｓａｃｒｉｔｉｃａｌｍｅｔｈｏｄｔｏｔｈｅｅｘｉｓｔｅｎｃｅａｎｄｄｅｖｅｌｏｐｍｅｎｔｏｆｎｅｗ ｖｅｎｔｕｒｅｓ．Ｂａｓｅｄｏｎｔｈｅ ｆｒａｍｅｗｏｒｋｏｆ“ｃａｐａｂｉｌｉｔｙｂｅｈａｖｉｏｒｐｅｒｆｏｒｍａｎｃｅ”，ｔｈｉｓｐａｐｅｒｅｘｐｌｏｒｅｓｔｈｅｒｅｌａｔｉｏｎｓｈｉｐｂｅｔｗｅｅｎＡＭＣａｎｄｍａｒｋｅｔ ｅｆｆｉｃｉｅｎｃｙｏｆｎｅｗｖｅｎｔｕｒｅｓｏｎｔｈｅｂａｓｉｓｏｆｉｎｖｅｓｔｉｇａｔｉｎｇｔｈｅｍｅｄｉａｔｉｎｇｅｆｆｅｃｔｓｏｆｍａｒｋｅｔｉｎｇｉｎｎｏｖａｔｉｏｎ（ＭＩ）ａｎｄ ｔｈｅｍｏｄｅｒａｔｉｎｇｅｆｆｅｃｔｓｏｆｃｏｍｐｅｔｉｔｉｏｎｉｎｔｅｎｓｉｔｙ（ＣＩ）．ＥｍｐｉｒｉｃａｌａｎａｌｙｓｉｓｆｏｕｎｄｔｈａｔＡＭＣｈａｓａｄｉｒｅｃｔｉｍｐａｃｔｏｎ ｔｈｅｍａｒｋｅｔｅｆｆｉｃｉｅｎｃｙ．Ｉｔａｌｓｏｐｌａｙｓａｒｏｌｅｔｈｒｏｕｇｈｔｈｅｔｗｏｐａｔｈｓｏｆ“ｅｘｐｌｏｉｔａｔｉｏｎｄｏｍｉｎａｔｅｄＡＭＣｍａｒｋｅｔｄｒｉｖｅｎ ＭＩｍａｒｋｅｔｅｆｆｉｃｉｅｎｃｙ”ａｎｄ“ｅｘｐｌｏｒａｔｉｏｎｄｏｍｉｎａｔｅｄＡＭＣｔｅｃｈｎｏｌｏｇｙｄｒｉｖｅｎＭＩｍａｒｋｅｔｅｆｆｉｃｉｅｎｃｙ”．Ｉｎａｄｄｉｔｉｏｎ， ｔｈｅＣＩｐｏｓｉｔｉｖｅｌｙｍｅｄｉａｔｅｓｔｈｅｐｏｓｉｔｉｖｅｒｅｌａｔｉｏｎｓｈｉｐｂｅｔｗｅｅｎｅｘｐｌｏｉｔａｔｉｏｎｄｏｍｉｎａｔｅｄＡＭＣａｎｄｍａｒｋｅｔｅｆｆｉｃｉｅｎｃｙ， ｎｅｇａｔｉｖｅｌｙｍｅｄｉａｔｅｓｔｈｅｐｏｓｉｔｉｖｅｒｅｌａｔｉｏｎｓｈｉｐｂｅｔｗｅｅｎｅｘｐｌｏｒａｔｉｏｎｄｏｍｉｎａｔｅｄＡＭＣ ａｎｄｍａｒｋｅｔｅｆｆｉｃｉｅｎｃｙ，ａｎｄ ｐｏｓｉｔｉｖｅｌｙｍｅｄｉａｔｅｓｔｈｅｐｏｓｉｔｉｖｅｒｅｌａｔｉｏｎｓｈｉｐｂｅｔｗｅｅｎｔｅｃｈｎｏｌｏｇｙｄｒｉｖｅｎＭＩａｎｄｍａｒｋｅｔｅｆｆｉｃｉｅｎｃｙ． Ｋｅｙｗｏｒｄｓ： ａｍｂｉｄｅｘｔｒｏｕｓｍａｒｋｅｔｉｎｇ ｃａｐａｂｉｌｉｔｙ； ｍａｒｋｅｔｉｎｇ ｉｎｎｏｖａｔｉｏｎ； ｃｏｍｐｅｔｉｔｉｖｅ ｉｎｔｅｎｓｉｔｙ； ｍａｒｋｅｔ ｅｆｆｅｃｔｉｖｅｎｅｓｓ；ｎｅｗｖｅｎｔｕｒｅｓ （责任编辑　牟　怡）

ＪｏｕｒｎａｌｏｆＣｈｏｎｇｑｉｎｇＵｎｉｖｅｒｓｉｔｙｏｆＴｅｃｈｎｏｌｏｇｙ（ＳｏｃｉａｌＳｃｉｅｎｃｅ） ２０２１年第 ３５卷第 １１期 Ｖｏｌ．３５　Ｎｏ．１１　２０２１ ｄｏｉ：１０．３９６９／ｊ．ｉｓｓｎ．１６７４－８４２５（ｓ）．２０２１．１１．０１０ 管理学 员工创造力对内部创业行为影响的纵向调查研究 余　璇１，李　豫１，张印轩２，唐炎钊３ （１．重庆工商大学 工商管理学院，重庆　４０００６７； ２．上海交通大学 安泰经济与管理学院，上海　２０００３０； ３．厦门大学 管理学院，福建 厦门　３６１００５） 　　摘要：在“大众创业、万众创新”的背景下，探讨员工创造力对内部创业行为的纵向影响，并探究创业 自我效能感的中介作用以及公司创业导向和组织支持感的调节作用。基于 ２５２份员工问卷的分析，结果 表明：员工创造力对创业自我效能感、内部创业行为具有显著正向影响；创业自我效能感在员工创造力和 内部创业行为的关系中起到中介作用；公司创业导向在员工创造力和创业自我效能感之间起到调节作 用；组织支持感在创业自我效能感和内部创业行为之间起到调节作用。 关键词：创造力；内部创业行为；创业自我效能感；公司创业导向；组织支持感 　　中图分类号：Ｆ８３２．５９　　　文献标识码：Ａ 文章编号：１６７４－８４２５（２０２１）１１－００９４－１０ 一、引言 为响应“大众创业、万众创新”的号召，企业内部创业行为不断涌现［１］。内部创业模式最早诞生并流 行于美国。２０世纪 ８０—９０年代，美国企业如 ３Ｍ、杜邦、德州仪器、ＧＥ和施乐等知名大公司开始大规模 推进业务流程再造与结构重组，这为内部创业机制的诞生培植了土壤。此后，日本松下、富士通等企业也 开始推行内部创业，而在中国内地，以华为、海尔为首的一批企业也先后加入内部创业的实践。据美国 《财富》杂志对世界 ５００强的一项研究成果，在产品创新方面名列前 １００位公司中有 ６５％采用了内部创 业机制。 事实上，学术界很早就开始关注内部创业，Ｐｉｎｃｈｏｔ最早提出了内部创业行为的概念，内部创业行为 是指以开发新产品、创建内部实验市场、改进管理和技术为目的的发生于大公司或者独立企业内部的创 新活动［２］。此后，国内外学者从外部和内部来探讨内部创业行为的影响因素，外部变量包括企业外部环 收稿日期：２０２０－０８－２９ 基金项目：国家自然科学基金青年项目“虚拟团队高质量联结的形成及对团队和个体创造力的影响：一项跨层次追踪研 究”（７１８０２０３３）；福 建 省 社 会 科 学 规 划 重 大 项 目 “新 时 代 政 府 科 技 资 助 与 企 业 创 新 效 率 研 究 ” （ＦＪ２０１８ＭＧＣＺ０１０） 作者简介：余璇，副教授，硕士生导师，博士，主要从事人力资源开发和积极心理学研究；通讯作者：张印轩，博士研究生， 主要从事人力资源管理和创新创业管理研究。 本文引用格式：余璇，李豫，张印轩，等．员工创造力对内部创业行为影响的纵向调查研究［Ｊ］．重庆理工大学学报 （社会科学），２０２１ （１１）：９４－１０３． Ｃｉｔａｔｉｏｎｆｏｒｍａｔ：ＹＵＸｕａｎ，ＬＩＹｕ，ＺＨＡＮＧＹｉｎｘｕａｎ，ｅｔａｌ．Ａｌｏｎｇｉｔｕｄｉｎａｌｓｔｕｄｙｏｎｔｈｅｅｆｆｅｃｔｏｆｅｍｐｌｏｙｅｅｓ’ｃｒｅａｔｉｖｉｔｙｏｎｉｎｔｅｒｎａｌｅｎｔｒｅｐｒｅｎｅｕｒｉａｌ ｂｅｈａｖｉｏｒ［Ｊ］．ＪｏｕｒｎａｌｏｆＣｈｏｎｇｑｉｎｇＵｎｉｖｅｒｓｉｔｙｏｆＴｅｃｈｎｏｌｏｇｙ（ＳｏｃｉａｌＳｃｉｅｎｃｅ），２０２１（１１）：９４－１０３．