李 健，曹文文，喬 嫣，潘 鎮(zhèn)

(1. 南京師范大學商學院，江蘇 南京 210023； 2. 愛丁堡大學商學院，愛丁堡市 英國)

一、引言

企業(yè)新知識的創(chuàng)造與研發(fā)人員個體緊密結合，企業(yè)創(chuàng)新投資因此具有資產(chǎn)專用性。同時企業(yè)創(chuàng)新投資與產(chǎn)出信息往往被視為企業(yè)的商業(yè)機密，外部投資者難以監(jiān)督企業(yè)創(chuàng)新過程，因此保持企業(yè)創(chuàng)新投資的持續(xù)性即使在發(fā)達國家也是一個普遍關注的問題[1]?？紤]到中國資本市場發(fā)展尚未完全，中國企業(yè)創(chuàng)新投資受信息不對稱影響的可能性更強[2]，因此，如何保證我國企業(yè)創(chuàng)新投資的持續(xù)性成為學術界和企業(yè)界共同關心的重要問題。

目前，學術界從創(chuàng)新持續(xù)投資的影響因素和平滑視角兩方面對企業(yè)創(chuàng)新可持續(xù)性進行研究，具體呈現(xiàn)為：第一，學術界對創(chuàng)新可持續(xù)性影響因素的研究，研究結論主要包括企業(yè)儲蓄[3]、股權融資[4]、公司稅改革[5]和高管薪酬[6]等。第二，學術界對企業(yè)創(chuàng)新投資平滑機制的研究。相關學者從銀行貸款[7]、營運資本[8]、組織冗余[9]、政府補助[10]等視角，探索了平滑企業(yè)持續(xù)創(chuàng)新投資波動的影響因素。

業(yè)績反饋理論認為，組織會根據(jù)實際業(yè)績與期望業(yè)績之間的相對差距來進行后續(xù)的決策[11]。當企業(yè)的實際業(yè)績達到其目標期望時，企業(yè)往往會選擇維持現(xiàn)狀，避免冒險；而當企業(yè)實際業(yè)績沒有達到目標期望即存在經(jīng)營期望落差時，企業(yè)通常會對其經(jīng)營戰(zhàn)略、投資戰(zhàn)略等進行調(diào)整[12]，甚至會冒險進行創(chuàng)新[13]。那么經(jīng)營期望落差是否會對企業(yè)持續(xù)創(chuàng)新產(chǎn)生影響呢？這是學術界尚未探討的問題。本文基于業(yè)績反饋理論，將經(jīng)營期望落差納入影響企業(yè)創(chuàng)新可持續(xù)性的研究體系，對此進行探索性研究。

第一，本研究增加了影響企業(yè)創(chuàng)新可持續(xù)性的新因素。本文基于企業(yè)行為理論和業(yè)績反饋理論，對企業(yè)創(chuàng)新可持續(xù)性進行了研究，討論了經(jīng)營期望落差影響企業(yè)創(chuàng)新持續(xù)性投資的作用機制，為創(chuàng)新可持續(xù)性研究提供了新的視角。第二，本研究考慮了產(chǎn)權性質和企業(yè)風險承擔水平對經(jīng)營期望落差與創(chuàng)新可持續(xù)性之間關系的情境效應。所有制差異是我國經(jīng)濟轉型時期重要的制度背景，不考慮所有制性質差異的研究會掩蓋不同類型企業(yè)下的異質影響[14]。本文將產(chǎn)權性質納入研究范圍，不僅使理論模型更系統(tǒng)完善，而且有利于政府更有針對性地制定創(chuàng)新扶持政策。同時，企業(yè)風險承擔水平反映了企業(yè)對于風險的偏好程度，不同的風險承擔水平會導致管理者做出不同程度的冒險決策[15]，因此本文需要討論不同風險承擔水平對經(jīng)營期望落差與創(chuàng)新可持續(xù)性之間關系的影響，從而有利于企業(yè)更理性地進行投資決策。第三，本研究進一步深入探討了產(chǎn)權性質和風險承擔水平的共同情境作用下，經(jīng)營期望落差與創(chuàng)新可持續(xù)性之間關系。企業(yè)所處的環(huán)境并不只有單一因素的影響，而是多種因素共同作用的結果。本文通過討論不同風險承擔水平下，產(chǎn)權性質對經(jīng)營期望落差與創(chuàng)新可持續(xù)性之間關系的情境效應是否存在差異，增強了本研究的系統(tǒng)性和實踐性。

二、研究假設

(一)經(jīng)營期望落差與創(chuàng)新可持續(xù)性

人的決策判斷會受到目標期望的影響[16]，這種現(xiàn)象在業(yè)績反饋決策模型中得到了充分的體現(xiàn)。該模型認為管理者是基于實際業(yè)績與期望業(yè)績之間的相對差距來決定是否實施冒險行為。當企業(yè)存在經(jīng)營期望落差，即企業(yè)實際業(yè)績低于企業(yè)期望業(yè)績時，有限理性的管理者會將這種結果視為不滿意結果。這種不滿意往往會驅動管理者進行一些冒險決策[13]，以此來改善企業(yè)當前的經(jīng)營狀況。企業(yè)經(jīng)營期望落差的擴大會增強企業(yè)進行持續(xù)創(chuàng)新投資的動機。第一，企業(yè)實際業(yè)績低于期望業(yè)績意味著企業(yè)當前的狀態(tài)已無法滿足其成長需要[13]，企業(yè)需要通過相應的調(diào)整適應市場，才可實現(xiàn)長期發(fā)展。由于創(chuàng)新可以為企業(yè)帶來競爭優(yōu)勢，幫助企業(yè)實現(xiàn)收入和利潤的增長，從而提升企業(yè)的業(yè)績[17]，因而在企業(yè)實際業(yè)績低于期望業(yè)績時，企業(yè)傾向于做出加大創(chuàng)新投入的決策。隨著企業(yè)經(jīng)營期望落差的增大，企業(yè)采取行動以改善業(yè)績的必要性和緊迫性也愈發(fā)凸顯，因而企業(yè)繼續(xù)進行創(chuàng)新投資的動機和投入的強度都得到增強；第二，創(chuàng)新成果的難以復制性使得企業(yè)在較長一段時間內(nèi)能夠“獨享”創(chuàng)新所帶來的收益，這有助于鞏固企業(yè)的市場地位[13]。但由于創(chuàng)新不可能一蹴而就，企業(yè)需要通過持續(xù)創(chuàng)新來形成自己的行業(yè)優(yōu)勢。隨著經(jīng)營期望落差的增大，為了維持行業(yè)地位，企業(yè)通過持續(xù)創(chuàng)新來增強自身不可替代性的動機愈發(fā)顯著，持續(xù)創(chuàng)新動力得到增強。從管理者個人角度來看，企業(yè)經(jīng)營期望落差的增大會使企業(yè)管理者更傾向于實施高風險的決策。經(jīng)營期望落差的增大在帶來企業(yè)業(yè)績壓力的同時，也會使管理者的地位受到威脅。通常，由于管理者普遍存在的風險規(guī)避心理，創(chuàng)新的高風險性會在一定程度上弱化管理者的投資意愿。但隨著企業(yè)實際業(yè)績與期望業(yè)績之間的差距加大，管理者對風險的忍受程度也會隨之提高[18]。管理者為了獲得良好的業(yè)績以穩(wěn)固自己的地位，往往會愿意承擔更多的風險。這種業(yè)績壓力產(chǎn)生的高風險偏好將促使管理者持續(xù)地投資于創(chuàng)新項目，直至取得最終收益，鞏固其職業(yè)聲譽及地位。由此，本文提出以下假設：

假設1：企業(yè)實際業(yè)績與期望業(yè)績之間的差距越大，企業(yè)的創(chuàng)新可持續(xù)性越強。

(二)產(chǎn)權性質的情境效應

產(chǎn)權性質在影響企業(yè)經(jīng)營戰(zhàn)略和環(huán)境的同時，也對企業(yè)的創(chuàng)新決策發(fā)生影響[19]。對于非民營企業(yè)而言，委托代理問題的存在使得非民營企業(yè)管理者對持續(xù)創(chuàng)新的積極性不高，主要原因在于：在非民營企業(yè)尤其是國有企業(yè)中，委托人和代理人之間存在剩余索取權和剩余控制權的不對等情況[20]。同時，我國非民營企業(yè)管理者通常由上級政府任命且任期較短[21]，而企業(yè)創(chuàng)新投資的回報周期較長。這進一步加劇了管理者創(chuàng)新收益權和創(chuàng)新控制權的嚴重不對等，使得非民營企業(yè)管理者行為更容易表現(xiàn)出短期化特征——管理者更加關注個人的短期利益。因此，在企業(yè)實際業(yè)績低于期望業(yè)績的情況下，非民營企業(yè)管理者即使有能力進行創(chuàng)新，但基于創(chuàng)新的高風險性和管理者對自身短期利益的追求，其進行持續(xù)創(chuàng)新投資的動力將被削弱，他們更容易傾向于投資那些能夠在短期內(nèi)提升企業(yè)業(yè)績的項目。其次，非民營企業(yè)較高的財務寬松度會導致企業(yè)創(chuàng)新動力不足。政府常常給予非民營企業(yè)財政等方面的支持[22]，使得這些企業(yè)相比民營企業(yè)更容易獲得財政補助。這在一定程度上緩解了非民營企業(yè)的經(jīng)營壓力，企業(yè)實際業(yè)績低于期望業(yè)績的發(fā)生對于企業(yè)管理者而言顯得不那么緊迫——管理者進行創(chuàng)新持續(xù)投資的動力被弱化。相反，對于民營企業(yè)而言，其委托代理問題相對較少[20]，民營企業(yè)管理者與企業(yè)所有者之間的利益趨同度更高。管理者更有動機通過持續(xù)創(chuàng)新投資來實現(xiàn)個人收益和企業(yè)利益的最大化，從而推動企業(yè)的持續(xù)發(fā)展。綜上所述，本文提出以下假設：

假設2：相對于非民營企業(yè)，民營企業(yè)中經(jīng)營期望落差對創(chuàng)新可持續(xù)性的正向影響更強。

(三)企業(yè)風險承擔水平的情境效應

盡管有觀點認為風險性投資對企業(yè)價值有正向影響[23]，但企業(yè)風險承擔水平的不同會導致管理者采取不同的方式實現(xiàn)企業(yè)的成長[15]。因此，當企業(yè)實際業(yè)績低于期望業(yè)績時，管理者是否做出要持續(xù)創(chuàng)新投資的決策也會受到企業(yè)風險承擔水平的影響。

本文認為企業(yè)風險承擔水平會弱化企業(yè)經(jīng)營期望落差對創(chuàng)新可持續(xù)性的正向影響，其主要原因在于：(1)一般來說，企業(yè)風險承擔水平反映了企業(yè)的資本性支出占總支出的比例。當企業(yè)存在經(jīng)營期望落差時，企業(yè)往往可以通過增加研發(fā)投入來提升業(yè)績[24]。但是，對于風險承擔水平已經(jīng)偏高的企業(yè)，其對于投資機會的把握和研發(fā)方面的投入已經(jīng)趨于飽和。此時，如果企業(yè)繼續(xù)將大量資源用于風險性較強的創(chuàng)新投資，那么企業(yè)用于維持日常營運的資源可能面臨嚴重不足，這反而可能導致企業(yè)當前的業(yè)績進一步地惡化。因此，高風險承擔企業(yè)的管理者在進行創(chuàng)新投資決策時會持相對謹慎的態(tài)度。他們更容易傾向采取 “穩(wěn)妥”的投資決策，如選擇那些風險較小且可短期獲利的項目進行投資以改善企業(yè)業(yè)績。(2)高風險承擔水平雖然可以促進企業(yè)加快投資資本的積累和技術進步，但也容易使企業(yè)陷入困境。企業(yè)創(chuàng)新持續(xù)性投資主要依賴于內(nèi)部資金的支持，而高風險承擔水平卻會增加企業(yè)內(nèi)部未來現(xiàn)金流的不確定性，從而導致企業(yè)創(chuàng)新持續(xù)性投資的資金不足甚至中斷——弱化企業(yè)經(jīng)營期望落差對創(chuàng)新可持續(xù)性的促進作用。綜上所述，本文提出以下假設：

假設3：企業(yè)風險承擔水平弱化了經(jīng)營期望落差對創(chuàng)新可持續(xù)性的正向影響。

(四)產(chǎn)權性質和企業(yè)風險承擔水平的聯(lián)合情境效應

從融資約束角度來看，高風險承擔的企業(yè)未來現(xiàn)金流入的不確定性使其在創(chuàng)新持續(xù)性投資上對外部融資的依賴程度更高，因而銀行貸款是其進行創(chuàng)新持續(xù)投資最主要的外部融資方式。相對于非民營企業(yè)，民營企業(yè)往往面臨著嚴重的信貸歧視問題：一方面，非民營企業(yè)背后往往有政府的支持，通過政府出面干預銀行的信貸決策，非民營企業(yè)能夠更容易地從銀行獲得沒有擔保的信用貸款，銀行也更愿意借貸給非民營企業(yè)而非民營企業(yè)。另一方面，即使民營企業(yè)獲得了貸款，也會被附加諸多條件，如嚴苛的還款條件、嚴格的貸款抵押和較高的還款利率等。隨著民營企業(yè)風險承擔水平的提高，為了確定其是否有還款能力，銀行對民營企業(yè)的貸款審核、還款條件等勢必會更加嚴苛，因而信貸歧視現(xiàn)象更加明顯。因此，在這種創(chuàng)新持續(xù)性投資“內(nèi)外皆受阻”的情況下，高風險承擔民營企業(yè)的創(chuàng)新持續(xù)行為更容易中斷。相反，對于非民營企業(yè)而言，由于有政府作為其“隱形”擔保人，在企業(yè)出現(xiàn)財務危機時給予援助，這大大降低了銀行的放貸風險[25]，所以，非民營企業(yè)無論風險承擔水平高低都比較容易獲得銀行貸款，企業(yè)風險承擔水平的高低對非民營企業(yè)獲得資金難易程度的影響比民營企業(yè)要弱得多。

從管理者行為角度來看，對于民營企業(yè)而言，股東作為利益的最終獲得者往往就是管理層的直接監(jiān)管者，所以其對管理層行為的監(jiān)管有較大的積極性。當企業(yè)存在經(jīng)營期望落差時，進行較高風險的創(chuàng)新投資有可能有助于提高企業(yè)的業(yè)績。但對于高風險承擔的企業(yè)而言，如果管理者繼續(xù)將企業(yè)的資源用于承擔更多的風險，那么企業(yè)的日常營運甚至可能中斷，股東的利益也會蒙受更大的損失。因此，高風險承擔的民營企業(yè)股東更有可能向管理者施加壓力，使其將資金運用于如產(chǎn)品的推廣和促銷等風險較小的獲利項目，從而放棄企業(yè)創(chuàng)新持續(xù)投資。相反，對于非民營企業(yè)而言，由于存在所有者缺位，直接監(jiān)管企業(yè)經(jīng)營管理層的往往不是利益的最終獲得者。管理層所受監(jiān)督相對較小，在投資決策上享有更大的自主性。高風險承擔水平雖然會在一定程度上弱化管理者的持續(xù)創(chuàng)新動力，但沒有民營企業(yè)明顯?；谝陨戏治觯疚奶岢鲆韵录僭O：

假設4：相對于非民營企業(yè)，企業(yè)風險承擔水平弱化經(jīng)營期望落差對創(chuàng)新可持續(xù)性的正向影響在民營企業(yè)中更為顯著。

三、回歸模型與變量說明

(一)回歸模型與變量說明

(Innov/K)i,t=α+β1*(Innov/K)i,t-1+β2*|I1(Pi,t-1-Ai,t-1)|+β3*(CF/K)i,t-1+β4*(DEBT/K)i,t-1+β5*(GROWTH/K)i,t+β6*TQi,t+β7*Sizei,t+β8*Agei,t+dt+fi+εi,t

(1)

本文通過設定回歸方程(1)對假設1進行驗證。Innov代表企業(yè)創(chuàng)新投入，Ki,t代表企業(yè)總資產(chǎn)。企業(yè)創(chuàng)新可持續(xù)性反映了企業(yè)綜合創(chuàng)新活動是否能夠持續(xù)增長，參照鞠曉生(2013)[7]、鞠曉生等(2013)[8]、李健等(2016)[9]的觀點，企業(yè)創(chuàng)新活動雖然以創(chuàng)新投資為主，但還包括如人力資本開發(fā)、新技術的引進等活動。因此，只采用研發(fā)支出作為測量指標較為局限，而新會計準則中的無形資產(chǎn)包括了專利權、非專利技術、商標權等，涵蓋了更多企業(yè)創(chuàng)新投入的活動信息，因此可以將其作為企業(yè)綜合創(chuàng)新活動的結果。借鑒已有研究，本文同樣采用無形資產(chǎn)增量來度量企業(yè)創(chuàng)新可持續(xù)性。

|I1(Pi,t-1-Ai,t-1)|代表經(jīng)營期望落差，由于本文分析的是企業(yè)經(jīng)營期望落差對后續(xù)創(chuàng)新投資活動的影響，所以和現(xiàn)有研究相同[26-27]，本研究采用該變量的滯后一期。Pi,t-1為總資產(chǎn)回報率，借鑒Chen(2008)[28]的方法，我們獲得經(jīng)營期望業(yè)績Ai,t-1。此外，由于本文的研究對象為實際業(yè)績低于經(jīng)營期望業(yè)績的企業(yè)，因此借鑒賀小剛等(2013)[26]的方法，本研究定義I1為低績效企業(yè)，若企業(yè)過去一年的實際業(yè)績低于經(jīng)營期望業(yè)績(Pi,t-1-Ai,t-1<0)，則I1=1，否則為0。我們進一步將I1與業(yè)績期望差距相乘并取絕對值然后進行對數(shù)化處理，得到最終的解釋變量即低績效企業(yè)經(jīng)營期望落差。本文的控制變量具體包括：①現(xiàn)金流與總資產(chǎn)比值(CF/K)，現(xiàn)金流由凈利潤加本年折舊賦值。②企業(yè)負債與總資產(chǎn)比值(DEBT/K)，企業(yè)負債由短期借款和長期借款相加所得。③企業(yè)成長性(GROWTH)，本研究通過銷售增長率來度量企業(yè)成長性[29]。④企業(yè)投資機會(TQ)，我們采用托賓Q值來控制企業(yè)的投資機會[30]。⑤企業(yè)規(guī)模(Size)，本文使用總資產(chǎn)的對數(shù)賦值企業(yè)規(guī)模。⑥企業(yè)年齡(Age)，本文使用樣本年份減去企業(yè)注冊日期賦值企業(yè)年齡。

(Innov/K)i,t=α+β1*(Innov/K)i,t-1+β2*|I1(Pi,t-1-Ai,t-1)|+β3*Ownshipi,t+β4*|I1(Pi,t-1-Ai,t-1)|*Ownshipi,t+β5*(CF/K)i,t-1+β6*(DEBT/K)i,t-1+β7*(GROWTH/K)i,t+β8*TQi,t+β9*Sizei,t+β10*Agei,t+dt+fi+εi,t

(2)

本文通過設定回歸方程(2)來驗證假設2。Ownship代表產(chǎn)權性質，本文參考李健和陳傳明(2013)[31]的做法，將沒有政府背景的企業(yè)即實際控制人為家族、個人或外商投資的企業(yè)統(tǒng)一作為民營企業(yè)，并賦值為1；其他賦值為0。

(Innov/K)i,t=α+β1*(Innov/K)i,t-1+β2*|I1(Pi,t-1-Ai,t-1)|+β3*Riski,t+β4*|I1(Pi,t-1-Ai,t-1)|*Riski,t+β5*(CF/K)i,t-1+β6*(DEBT/K)i,t-1+β7*(GROWTH/K)i,t+β8*TQi,t+β9*Sizei,t+β10*Agei,t+dt+fi+εi,t

(3)

本文設定回歸方程(3)來驗證假設3。Risk代表企業(yè)風險承擔水平，參照余明桂等(2013)[23]、呂文棟等(2015)[32]的做法，本文采用盈余的波動性來度量企業(yè)的風險承擔。具體來講：先根據(jù)所有上市公司行業(yè)平均值調(diào)整各企業(yè)每年的資產(chǎn)收益率，然后計算出上市公司在觀測期內(nèi)經(jīng)調(diào)整后的資產(chǎn)收益率的標準差，并將其賦值為企業(yè)風險承擔水平。為了驗證假設4，我們在不同所有制下對回歸方程(3)進行分組檢驗，觀察|I1(Pi,t-1-Ai,t-1)|和Risk的乘積項系數(shù)是否存在差異。最后，為了防止可能存在于面板數(shù)據(jù)中的非線性關系和非平穩(wěn)序列等計量問題，本文對各主要變量(虛擬變量除外)都進行了對數(shù)化處理。

(二)數(shù)據(jù)來源與樣本描述

本文研究所使用的數(shù)據(jù)來自于CSMAR數(shù)據(jù)庫，研究對象為制造業(yè)上市公司，時間跨度為2005-2014年。同時本文對數(shù)據(jù)進行了以下篩選：(1)剔除B 股或H 股的上市公司；(2)剔除曾被ST和PT的樣本；(3)在1%水平下對各連續(xù)型變量進行縮尾處理；(4)剔除主要變量具有缺失值的樣本。最終獲得的樣本為由1194家截面企業(yè)構成的、觀測值為4966的非平衡面板數(shù)據(jù)集。表1報告了研究變量的相關分析結果。由表1相關分析所得的pearson相關系數(shù)顯示，自變量經(jīng)營期望落差(|I1(Pi,t-1-Ai,t-1)|)與因變量創(chuàng)新可持續(xù)性(Innov/K)存在正相關關系，這在一定程度上支持了本文假設1，即經(jīng)營期望落差正向影響企業(yè)的創(chuàng)新可持續(xù)性。

表1 變量的相關系數(shù)矩陣

注:*、**和***分布表示10%、5%和1%的顯著性水平(以下表格都是如此)。

四、研究設計與實證結果

(一)回歸檢驗與回歸方法

1.面板數(shù)據(jù)的單位根檢驗

考慮到可能存在的時間趨勢會造成數(shù)據(jù)的“偽回歸”現(xiàn)象，因此在回歸估計前，我們首先進行平穩(wěn)性檢驗。由于Fish-PP檢驗不必指定滯后期數(shù)，而且可以使用異方差自相關文件的標準差，因此本文報告了Fish-PP檢驗結果。如表2所示，檢驗結果表明大多數(shù)變量不存在單位根問題。

表2 面板單位根檢驗結果

2. 內(nèi)生性問題的處理和估計方法確定。

本文使用變量的滯后期作為相應內(nèi)生變量的工具變量。為保證工具變量的有效性，我們僅使用一個更高階滯后值作為工具變量，但最多使用被解釋變量的五個滯后值作為工具變量。同時，為解決擾動項自相關問題，我們在解釋變量中引入被解釋變量的一階滯后項?？紤]到短面板數(shù)據(jù)中通常存在的異方差情況，GMM估計比兩階段最小二乘法(2SLS)更適合解決回歸中存在的異方差問題，同時系統(tǒng)GMM估計相對一階差分GMM法能夠有效克服弱工具變量及小樣本偏誤的影響，因此本文選擇系統(tǒng)GMM估計法。各模型的VIF值都低于10，表明回歸模型不存在嚴重的多重共線性問題。Sargan檢驗(表3-表4最后一行)顯示無法在5%顯著性水平上接受“所有工具變量都有效的原假設”，驗證了本文選擇的工具變量的有效性。同時表3-表4中的回歸擾動項的二階自相關檢驗(AR(2))表明，擾動項的差分不存在二階自相關。以上檢驗說明，我們設定的模型以及選擇的估計方法具有合理性。

(二)實證結果

模型(1)報告了僅包含控制變量的回歸結果。模型(2)報告了回歸方程(1)的實證結果，檢驗了經(jīng)營期望落差對企業(yè)創(chuàng)新可持續(xù)性的影響。實證結果顯示經(jīng)營期望落差(|I1(Pi,t-1-Ai,t-1)|)的回歸系數(shù)為正，具體p值為0.000，在1%的顯著水平上顯著，表明經(jīng)營期望落差對企業(yè)創(chuàng)新可持續(xù)性有促進作用，本文假設1得到驗證。模型(3)報告了回歸方程(2)的結果，以檢驗產(chǎn)權性質(Ownship)的調(diào)節(jié)效應。實證結果顯示|I1(Pi,t-1-Ai,t-1)|* Ownship系數(shù)為正，具體p值為0.000，在1%的水平上顯著，表明企業(yè)的產(chǎn)權性質會影響經(jīng)營期望落差與創(chuàng)新可持續(xù)性之間的正向關系，具體來講，經(jīng)營期望落差對企業(yè)創(chuàng)新可持續(xù)性的促進作用在民營企業(yè)中更為顯著，本文假設2得到驗證。模型(4)報告了回歸方程(3)的結果，以檢驗企業(yè)風險承擔水平(Risk)的調(diào)節(jié)效應。實證結果顯示|I1(Pi,t-1-Ai,t-1)|*Risk系數(shù)為負，具體p值為0.001，在1%的水平上顯著，表明企業(yè)風險承擔水平會弱化經(jīng)營期望落差對創(chuàng)新可持續(xù)性的促進作用，本文假設3得到驗證。最后，模型(5)和模型(6)分別報告了民營企業(yè)與非民營企業(yè)分組中，企業(yè)風險承擔水平(Risk)調(diào)節(jié)效應的差異。在民營企業(yè)分組中，|I1(Pi,t-1-Ai,t-1)|* Risk在1%水平上顯著為負，具體p值為0.000，而在非民營企業(yè)分組中，|I1(Pi,t-1-Ai,t-1)|* Risk的具體p值為0.149，即使在10%水平上也并不顯著。本文基于虛擬變量法對兩組系數(shù)差異的檢驗結果顯示，兩組回歸系數(shù)的差異具有統(tǒng)計上的顯著性(chi2值為4.97在5%的水平上顯著)。這進一步證明了相對于非民營企業(yè)，民營企業(yè)中風險承擔水平的負向調(diào)節(jié)作用更為顯著，本文假設4得到驗證。

五、穩(wěn)健性檢驗

我們只保留了至少連續(xù)3年的樣本，這雖然使樣本觀測數(shù)量減少了1959個，但多年連續(xù)觀測能夠更好地反映出創(chuàng)新持續(xù)性的波動變化，使得樣本在時間序列上更具有代表性。

表3 實證結果

如表4的回歸結果所示，經(jīng)營期望落差對企業(yè)創(chuàng)新可持續(xù)性的影響(模型(8)中的|I1(Pi,t-1-Ai,t-1)|)、產(chǎn)權性質的情境效應(模型(9)中的|I1(Pt-1-At-1)|*Ownship)、企業(yè)風險承擔水平的情境效應(模型(10)中的|I1(Pi,t-1-Ai,t-1)|*Risk)以及產(chǎn)權性質、風險承擔水平的聯(lián)合情境效應檢驗結果(模型(11)和模型(12))都與表3中的回歸結果相似，這說明，本文的研究結論不會受樣本數(shù)量、數(shù)據(jù)時期結構變化的影響。

六、分析與討論

當前，中國經(jīng)濟新常態(tài)正迎來經(jīng)濟增長方式變革的換擋期，經(jīng)濟增長將從GDP高速增長向CII(中國創(chuàng)新指數(shù))高速增長過渡。習近平總書記在十九大報告中進一步強調(diào)創(chuàng)新驅動發(fā)展戰(zhàn)略，體現(xiàn)了我國對提高創(chuàng)新發(fā)展水平、引領世界科技趨勢的夢想和決心。企業(yè)作為創(chuàng)新的主體，保證其創(chuàng)新可持續(xù)性對實現(xiàn)我國科技強國的目標舉足輕重。在此背景下，本文提出了影響企業(yè)創(chuàng)新可持續(xù)性的一個新因素，即經(jīng)營期望落差。本文的研究結果表明：(1)經(jīng)營期望落差對企業(yè)創(chuàng)新可持續(xù)性存在顯著的正向影響。本文的研究結論，與Greve(2003)[13]和Chen(2008)[28]在其研究中所提出的，當實際業(yè)績低于期望業(yè)績時，管理者往往會調(diào)整決策方案如增加研發(fā)投入的理論觀點相一致。(2)民營企業(yè)的產(chǎn)權性質對兩者間的關系有調(diào)節(jié)作用。本文的研究結論與吳延兵(2012)[20]指出的民營企業(yè)由于清晰的產(chǎn)權結構因而更注重創(chuàng)新的觀點一致。(3)企業(yè)風險承擔水平的提高對兩者間的關系有調(diào)節(jié)作用。Bertrand等(2003)[15]的研究結果指出，較多的并購和多元化經(jīng)營會使企業(yè)減少創(chuàng)新投入。本文的研究結果與其觀點在邏輯上相一致，本文驗證了企業(yè)風險承擔水平對經(jīng)營期望落差與創(chuàng)新可持續(xù)性之間關系的弱化影響。(4)相對于非民營企業(yè)，企業(yè)風險承擔水平對兩者間關系的調(diào)節(jié)作用在民營企業(yè)中更為明顯。本文的研究結果表明，民營企業(yè)雖然具有強烈的創(chuàng)新意識，但在企業(yè)風險承擔水平過高的情況下，民營的產(chǎn)權性質反而會更進一步弱化經(jīng)營期望落差與創(chuàng)新可持續(xù)之間的關系。這與目前學者普遍認為民營企業(yè)面臨信貸歧視、融資難等問題的觀點在一定程度上相呼應。

此外，本文在豐富了學術界關于創(chuàng)新可持續(xù)性研究的同時，也為企業(yè)管理和政府政策制定帶來了重要啟示：(1)持續(xù)創(chuàng)新是我國企業(yè)突破產(chǎn)業(yè)價值鏈分工、實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)結構優(yōu)化升級的根本途徑。雖然企業(yè)經(jīng)營期望落差的存在代表著組織當年的實際業(yè)績沒有達到預期水平，但這種“未達標”的狀態(tài)同時也有利于激發(fā)企業(yè)管理者的創(chuàng)新意識，從而推動企業(yè)創(chuàng)新活動的持續(xù)開展。因此，企業(yè)的投資者以及主管部門如果過于關注企業(yè)的資本市場績效目標，并以此為標準判斷管理者的管理能力，則可能導致管理者更為重視短期績效目標，阻礙企業(yè)進行持續(xù)創(chuàng)新投資。(2)過高的風險承擔水平可能使得企業(yè)在進行創(chuàng)新決策時心有余而力不足。因此企業(yè)應該將風險承擔水平維持在一個合理的范圍，避免過高的風險承擔，從而使得企業(yè)在出現(xiàn)經(jīng)營期望落差時有條件通過進行創(chuàng)新持續(xù)性投資來改善現(xiàn)狀。(3)政府可以通過提供科研經(jīng)費補助、減免稅收等政策來鼓勵企業(yè)進行創(chuàng)新持續(xù)性投資。在此過程中，由于民營企業(yè)在創(chuàng)新活動中往往難以獲得與非民營企業(yè)同等的創(chuàng)新資源，因此政府應當更加重視對民營企業(yè)的政策扶持。

表4 穩(wěn)健性檢驗結果

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