何晴晴，楊 柳，潘 鎮(zhèn)

(南京師范大學 商學院，江蘇 南京 210023)

一、 引 言

風險承擔是企業(yè)應對內(nèi)外部環(huán)境變化的適應性行為。在復雜多變的經(jīng)濟環(huán)境中適時調(diào)整、選擇恰當?shù)娘L險承擔行為是企業(yè)得以成長發(fā)展、保持競爭優(yōu)勢的關(guān)鍵，因此業(yè)績反饋與企業(yè)風險承擔行為之間的關(guān)系一直是學者們致力探索的重要議題[1-3]。根據(jù)企業(yè)行為理論的觀點，決策者使用特定的期望水平作為評估績效的參考點，當實際績效低于期望水平時，決策者的風險承擔意愿增加，即“貧困”狀態(tài)下傾向于通過冒險的方式來解決問題[4]。前景理論也認為，管理者的風險偏好取決于企業(yè)處于獲益還是損失狀態(tài)，為確保業(yè)績能夠重新回到期望的目標水平，損失前景下的企業(yè)愿意承擔更大的風險，表現(xiàn)出明顯的“窮則思變”傾向[5]。不少研究為上述觀點提供了經(jīng)驗證據(jù)，例如朱麗娜等(2017)[6]和宋鐵波等(2017)[7]研究表明，低于期望參照點的企業(yè)更加傾向于承擔風險；Ref和Shapira(2017)[2]研究也發(fā)現(xiàn)，隨著業(yè)績期望落差的增加，企業(yè)冒險擴大經(jīng)營范圍的傾向更大。

業(yè)績期望落差會引致企業(yè)從事何種風險承擔行為，以往的研究結(jié)論并不一致。不少學者認為，在業(yè)績落差狀態(tài)下，企業(yè)傾向于通過諸如技術(shù)創(chuàng)新、產(chǎn)品研發(fā)等具有長期導向的風險承擔行為來應對不斷下滑的業(yè)績困境[8-9]；但也有研究發(fā)現(xiàn)，業(yè)績期望落差所引致的問題搜索使企業(yè)更偏好于賄賂、尋租等短期冒險活動獲得非生產(chǎn)性經(jīng)濟回報，從而可以快速且低成本地解決業(yè)績問題[10-11]。梳理文獻不難發(fā)現(xiàn)，導致前期研究結(jié)論不一致的主要原因來自兩個方面：其一，先前的研究較多以單一期望目標作為參考點，考察業(yè)績期望落差對企業(yè)風險承擔行為的影響，然而隨著業(yè)績落差的不斷擴大，企業(yè)的決策參照點是動態(tài)變化的，在不同決策參照點占主導的業(yè)績落差狀態(tài)下，企業(yè)可能會采取不同導向的風險承擔行為；其二，前期的大多數(shù)研究僅簡單地探討了實際績效低于期望績效的情形對企業(yè)風險承擔行為的影響，并未細致地區(qū)分在業(yè)績落差狀態(tài)下臨近期望績效水平和遠離期望績效水平狀態(tài)下的差距，實際上當企業(yè)的績效狀態(tài)由實際績效略低于期望績效水平轉(zhuǎn)向遠低于期望績效水平時，企業(yè)的風險偏好可能會發(fā)生變化[2,12-13]，因此隨著業(yè)績落差的不斷變化，企業(yè)的風險承擔行為將如何變化，對這一問題的研究空間還很大。

對于正處在轉(zhuǎn)型升級階段的中國企業(yè)而言，創(chuàng)新和尋租是兩種具有代表性的冒險行為[14]。日益加劇的競爭壓力既可能推動企業(yè)關(guān)注長遠發(fā)展，也可能迫使企業(yè)更注重眼前利益。一方面，創(chuàng)新作為一種長期、生產(chǎn)性的風險承擔行為，通過構(gòu)建核心競爭力能為企業(yè)贏得長期競爭優(yōu)勢，但具有高投入、高風險、高不確定性等特點[10,15]；另一方面，尋租作為短期風險承擔行為，雖然在某種程度上是一種違背道德或違法違規(guī)的非生產(chǎn)性活動，但能夠在短時間內(nèi)為企業(yè)獲得優(yōu)惠政策、政府補貼、融資便利等經(jīng)濟優(yōu)勢，同樣是企業(yè)適應環(huán)境，提升績效的一種方式[16]。作為兩種具有不同導向的風險承擔行為，不論是長期性的創(chuàng)新行為，還是短期性的尋租行為都與企業(yè)自身的經(jīng)營狀況緊密相關(guān)，企業(yè)的經(jīng)營績效是影響企業(yè)風險承擔行為的重要內(nèi)在因素。

基于此，本文將決策參照點理論引入業(yè)績期望落差與風險承擔行為關(guān)系的分析模型中，同時探究在不同的業(yè)績壓力下創(chuàng)新和尋租這兩種不同類型風險承擔行為的動態(tài)變化。除此之外，由于管理層出于自我增強的認知偏差和獨立董事同時作為內(nèi)部人和外部人的認知情感差異，將會導致風險承擔行為的選擇偏好不同，本文進一步探討了兩個重要的邊界條件，CEO權(quán)力和獨立董事監(jiān)督對業(yè)績期望落差與風險承擔行為之間關(guān)系的影響。

與以往研究相比，本文的邊際貢獻主要表現(xiàn)在：第一，同時考慮了創(chuàng)新性行為和尋租性行為，對兩種風險承擔行為進行比較研究，完善了業(yè)績期望落差影響風險承擔行為的理論框架，進一步豐富了企業(yè)行為理論方面的研究成果。第二，將期望參照點與生存參照點引入業(yè)績期望落差與風險承擔行為關(guān)系的分析模型中，本文發(fā)現(xiàn)在不同決策參照點占主導的落差區(qū)間，風險承擔行為將會發(fā)生轉(zhuǎn)變，該研究結(jié)論為決策者如何冒險做決策以解決經(jīng)營問題提供了新的視角。第三，基于管理層和董事會的異質(zhì)性特征，識別并檢驗CEO權(quán)力和獨立董事監(jiān)督的調(diào)節(jié)作用，豐富和拓展了業(yè)績期望落差影響風險承擔行為的邊界機制研究。

二、 理論分析與研究假設(shè)

(一) 業(yè)績期望落差與企業(yè)風險承擔行為

企業(yè)行為理論以有限理性為基本假設(shè)，重點探討相對績效差距對企業(yè)行為決策的影響[1]。該理論認為有限理性的決策者在決策過程中受到認知能力和信息不完整的限制，通過設(shè)定目標期望水平作為評估組織經(jīng)營情況的基準，并將實際績效與目標期望水平的差距作為企業(yè)后續(xù)行為決策的依據(jù)。當實際績效高于期望水平，即業(yè)績順差時，企業(yè)處于“成功”狀態(tài)；反之，當實際績效低于期望水平，即業(yè)績落差時，企業(yè)處于“失敗”狀態(tài)，不同的經(jīng)營狀態(tài)誘導決策者采取不同的行為。不少研究發(fā)現(xiàn)，業(yè)績期望落差與企業(yè)創(chuàng)新行為密切相關(guān)，比如，Chen和Miller(2007)[15]、劉建國(2017)[17]等的研究發(fā)現(xiàn)實際績效與期望目標形成的差距對企業(yè)后續(xù)投資行為形成驅(qū)動力，實際績效低于期望目標的程度越大，決策者冒險從事創(chuàng)新行為的動機越強；不過也有學者認為，業(yè)績落差的不斷擴大會為企業(yè)帶來生存威脅，決策者冒險從事創(chuàng)新活動的動機將減弱，Audia和Greve(2006)[18]發(fā)現(xiàn)，面臨業(yè)績期望落差狀態(tài)時，管理者反而趨向于風險規(guī)避。

與此同時，有研究指出企業(yè)不僅僅通過研發(fā)、并購等生產(chǎn)性冒險活動，還可能通過尋租、賄賂、商業(yè)腐敗等非生產(chǎn)性冒險活動，使績效恢復到期望水平。Harris和Bromiley(2007)[19]認為處于業(yè)績落差狀態(tài)的企業(yè)從事違規(guī)性行為的概率更高；李四海等(2018)[20]發(fā)現(xiàn)面對績效下滑的企業(yè)除了從事合規(guī)性的“思變”類行為，還可能實施違規(guī)性的“思騙”類行為，以達到短時間內(nèi)扭轉(zhuǎn)績效下滑的目的。Xu等(2019)[11]研究表明，業(yè)績期望落差所引致的問題搜索使得企業(yè)更偏好于賄賂、尋租、游說等短期冒險活動獲得非生產(chǎn)性經(jīng)濟回報。

盡管不少研究注意到了業(yè)績期望落差對企業(yè)風險承擔行為的影響，但大多基于期望參照點來探討兩者之間的關(guān)系，事實上，隨著業(yè)績落差的不斷變化，企業(yè)決策的參照點可能是動態(tài)變化的，管理者常常依據(jù)企業(yè)的相對績效狀態(tài)，選擇一個更為重要的參照點作為后續(xù)風險承擔行為的依據(jù)[13]。當企業(yè)處于業(yè)績落差狀態(tài)但臨近期望水平時，期望參照點占主導地位；然而隨著業(yè)績落差的不斷擴大，決策者將賦予生存參照點更大的權(quán)重。在不同的業(yè)績落差區(qū)間，企業(yè)在這兩種風險承擔行為的選擇上會有所側(cè)重。換言之，組織的行為決策受到期望參照點和生存參照點的共同影響。因此本文綜合企業(yè)行為理論和參照點理論的觀點，同時將具有長期導向的創(chuàng)新行為與具有短期導向的尋租行為納入業(yè)績期望落差與風險承擔行為關(guān)系的分析模型中，探究不同的業(yè)績期望落差階段企業(yè)實施的創(chuàng)新性行為和尋租性行為將如何變化的問題。

(二) 業(yè)績期望落差與創(chuàng)新性行為

企業(yè)行為理論強調(diào)組織的績效評價、搜尋和決策制定的過程，尤其關(guān)注這些過程最終如何影響組織戰(zhàn)略決策[1]，這些精髓均體現(xiàn)在基于業(yè)績反饋的決策模型中[4]，然而對于不同階段的業(yè)績反饋，企業(yè)的決策參照點可能發(fā)生轉(zhuǎn)變。當實際績效略低于期望水平時，表明業(yè)績不佳的狀態(tài)可能是局部因素所致，甚至是企業(yè)在經(jīng)營過程中遇到的一種日常狀態(tài)，并不會對企業(yè)未來發(fā)展造成嚴重危害[21]。由于作為長期導向的創(chuàng)新活動具有風險高、周期長等特點，短時間內(nèi)無法帶來業(yè)績的快速扭轉(zhuǎn)[22]，因此在業(yè)績略低于期望水平狀態(tài)下，管理者通常希望在較小程度范圍內(nèi)改進以扭轉(zhuǎn)績效下滑的趨勢，此時企業(yè)從事創(chuàng)新性行為的意愿較低。

隨著業(yè)績期望落差的增加，管理者逐漸意識到企業(yè)經(jīng)營存在系統(tǒng)性問題，企業(yè)只有通過更大程度的冒險性變革才能提升業(yè)績[8]。創(chuàng)新作為組織戰(zhàn)略變革的形式之一，是企業(yè)豐富知識儲備、防止競爭對手模仿、提高核心競爭力的重要途徑。前景理論認為，決策者在面對得失時的偏好是不一致的，在面對“失”時變得風險追求，而面對“得”時卻變得風險規(guī)避[5]。業(yè)績不佳作為一種損失前景，激發(fā)了管理者的風險偏好，為確保業(yè)績能夠重新回到期望的目標水平，他們擁有承擔更大風險的意愿[23]。因此當期望參照點占主導地位時，伴隨業(yè)績落差的增加，企業(yè)傾向于增加創(chuàng)新投入。

而隨著期望落差的進一步擴大，企業(yè)面臨失敗的可能性增大，決策者可能會遭受緊張、焦慮以及生理刺激，將實際績效與期望水平兩者之間的巨大差距視為威脅企業(yè)生存或核心利益的災難，此時業(yè)績落差與創(chuàng)新性行為之間的正相關(guān)關(guān)系可能發(fā)生轉(zhuǎn)變[7,12]。在生存參照點占主導的落差狀態(tài)下，企業(yè)的生存受到嚴重威脅，決策者風險承擔的意愿和動力降低，會將期望參照點作為第二優(yōu)先考慮目標，從而采取在短期內(nèi)能夠獲得收益的經(jīng)營策略[24]。與此同時，在業(yè)績落差威脅到生存的狀態(tài)下，如果增加創(chuàng)新投入將消耗企業(yè)現(xiàn)有的關(guān)鍵性資源，這不僅無法解決績效不佳的困境，反而導致企業(yè)面臨更為嚴重的落差問題，甚至破產(chǎn)。因此隨著業(yè)績期望落差的進一步擴大，當生存參照點在企業(yè)的經(jīng)營決策中占據(jù)主導地位時，出于避免生存和破產(chǎn)威脅的動機，企業(yè)傾向于減少創(chuàng)新投入?；谝陨戏治觯疚奶岢鋈缦录僭O(shè)：

假設(shè)1：業(yè)績期望落差與創(chuàng)新性行為之間呈現(xiàn)先增加后減少的倒U型關(guān)系。

(三) 業(yè)績期望落差與尋租性行為

值得注意的是，處于期望落差狀態(tài)的企業(yè)可能不僅僅考慮創(chuàng)新性行為，還可能從事尋租性行為。尋租是企業(yè)為獲得超額市場回報，對政府官員或公職人員進行游說、賄賂等處于灰色地帶甚至違法違規(guī)的行為[25]。當業(yè)績期望落差較小時，由于組織傾向于維持慣性，管理者經(jīng)常表現(xiàn)出對戰(zhàn)略變革的抵制[26]，一旦開始采取研發(fā)、創(chuàng)新等長期冒險活動，企業(yè)將需要消耗大量的人力、物力、財力等資源，并且在短時間內(nèi)無法獲得投資回報，可能會造成績效不佳的狀態(tài)并逐漸惡化。而尋租作為獲得政府補貼、融資約束、稅收優(yōu)惠等關(guān)系資本的短期投資渠道，可以在短時間內(nèi)增加非生產(chǎn)性活動的回報[27]。因此當企業(yè)面臨實際績效略低于期望水平的狀態(tài)時，出于快速扭轉(zhuǎn)績效下滑趨勢的目的，決策者冒險從事尋租活動的動機較強。

隨著業(yè)績落差的增加，意味著企業(yè)存在資源配置不當、管理效率低下、組織戰(zhàn)略失誤等問題，尋租活動可能難以解決這些潛在的內(nèi)部問題。尋租作為一種違反法律或道德的行為，一旦被股東或市場監(jiān)督者發(fā)現(xiàn)，將對決策者甚至企業(yè)的聲譽造成極大的破壞性。根據(jù)Correia(2009)[28]提出的“公司違規(guī)成本與收益分析”模型，違規(guī)成本等于違規(guī)被稽查概率與被稽查后公司所受損失的乘積。當企業(yè)進行違規(guī)性活動所帶來的收益不足以支付成本時，決策者從事尋租性行為的動機減弱。因此隨著業(yè)績落差的增加企業(yè)傾向于減少尋租支出。

進一步地，當業(yè)績狀況不斷惡化、觸及生存參照點時，決策者更加重視企業(yè)的生存狀況，為避免陷入破產(chǎn)危機，企業(yè)從事尋租活動的動力再次增加。一方面，由于財務績效惡化、市場地位下降以及資源短缺等情況的出現(xiàn)，管理者為扭轉(zhuǎn)企業(yè)績效下滑的狀態(tài)，可能會采取一切有助于實現(xiàn)其績效目標的手段[29]。雖然某些違法違規(guī)的行為使競爭者處于不利地位，并對社會造成負面影響，但對面臨生存壓力的企業(yè)來說，從事非生產(chǎn)性、破壞性的違規(guī)活動有助于迅速低成本地改善績效不佳的狀況，擺脫破產(chǎn)威脅的困境，此時尋租支出增加；另一方面，當業(yè)績期望落差處于生存參照點區(qū)間時，管理者將面臨來自多方的壓力，如股東、員工、供應商、消費者等利益相關(guān)者的施壓以及被競爭者兼并收購的壓力。Birhanu等(2016)[30]指出，尋租通過獲得政府的優(yōu)惠待遇等手段，為企業(yè)的問題提供了一種快速、短期的解決方案。此時決策者傾向于通過尋租來快速地擺脫生存威脅，扭轉(zhuǎn)敗局?；谝陨戏治觯疚奶岢鋈缦录僭O(shè)：

假設(shè)2：業(yè)績期望落差與尋租性行為之間呈現(xiàn)先減少后增加的U型關(guān)系。

(四) CEO權(quán)力的調(diào)節(jié)作用

CEO作為企業(yè)的核心領(lǐng)導者，對企業(yè)的經(jīng)營管理活動具有重要影響[31]。高權(quán)力CEO具有明顯的自我增強動機，他們在面對業(yè)績落差問題時，往往會扭曲績效評估的過程，將業(yè)績反饋結(jié)果向著有利于自身利益的方向詮釋[32-33]。Lucas等(2018)[34]指出，高權(quán)力CEO通常將業(yè)績落差狀態(tài)歸因于不可預測的外部因素，比如市場萎縮或激烈的競爭等，傾向于通過尋租謀取不正當?shù)慕?jīng)濟優(yōu)勢，以達到迅速扭轉(zhuǎn)績效下滑、提高短期績效的目的。同時創(chuàng)新作為風險高、投入大且見效慢的長期冒險性行為，雖然能夠為企業(yè)帶來競爭優(yōu)勢，但短期內(nèi)績效無法得到改善。由于高權(quán)力CEO具有自我增強的認知偏差，他們更加在意個人形象和自我價值，從而忽略業(yè)績反饋帶來的消極方面，致使他們不愿意過早地從事創(chuàng)新性行為[35]。因此在期望參照點主導的區(qū)間，高權(quán)力CEO削弱了業(yè)績期望落差對創(chuàng)新性行為的促進作用，弱化了其對尋租性行為的抑制作用。

隨著業(yè)績期望落差的進一步擴大，企業(yè)的生存受到威脅，此時管理者意識到企業(yè)當前的業(yè)績困境可能并非外部環(huán)境所致，而是內(nèi)部出現(xiàn)了系統(tǒng)性問題[36]。Blagoeva等(2020)[35]指出，當CEO權(quán)力較高時，自我增強動機促使他們對自我主導的冒險活動產(chǎn)生過度自信的認知偏差。在一般情況下，過度自信通常使決策者認為自身能力遠遠高于他人，相信自己能夠應對企業(yè)面臨的業(yè)績困境風險，更加關(guān)注創(chuàng)新活動帶來的收益而忽略潛在的風險，從而高估創(chuàng)新活動成功的可能性[37]。所以當企業(yè)處于較大業(yè)績期望落差狀態(tài)時，高權(quán)力CEO通常不會將該狀態(tài)歸咎于自我能力問題，致使創(chuàng)新活動一旦開始實施，就不會輕易作出改變。尋租活動雖然可以帶來短期績效提升，但并不能解決長期性問題，尤其對于面臨生存威脅的企業(yè)，從事違背道德或違規(guī)違法的尋租活動更容易被發(fā)現(xiàn)。因此在高CEO權(quán)力的條件下，在生存參照點主導的區(qū)間業(yè)績期望落差對創(chuàng)新性行為的負向作用被緩解，其對尋租性行為的正向作用被抑制。基于以上分析，本文提出如下假設(shè)：

假設(shè)3a：CEO權(quán)力弱化了業(yè)績期望落差與創(chuàng)新性行為之間的倒U型關(guān)系。

假設(shè)3b：CEO權(quán)力弱化了業(yè)績期望落差與尋租性行為之間的U型關(guān)系。

(五) 獨立董事監(jiān)督的調(diào)節(jié)作用

為避免管理者熱衷于追求短期目標而忽視企業(yè)的長期發(fā)展，現(xiàn)代企業(yè)通常建立獨立董事制度進行監(jiān)督和提供咨詢。在業(yè)績不佳的狀態(tài)下，由知名學者和行業(yè)專家組成的獨立董事除了發(fā)揮外部人的作用，還扮演內(nèi)部人的角色[38]。

在期望參照點占主導地位的落差狀態(tài)下，獨立董事監(jiān)督可能會改變決策者的風險決策偏好。首先，獨立董事監(jiān)督程度越高，對企業(yè)經(jīng)營決策的參與度越高，越能夠有效壓縮管理者對績效的操縱空間，提高企業(yè)通過創(chuàng)新活動解決落差問題的概率[39]。雖然尋租性行為能夠在短期內(nèi)改善績效，但對企業(yè)的長遠發(fā)展以及在市場中的競爭優(yōu)勢造成威脅，尤其在獨立董事監(jiān)督的作用下，管理者冒險從事尋租性行為來解決問題的動機被削弱。其次，相對于企業(yè)而言，獨立董事往往是由外部專家構(gòu)成，其更多地承擔了監(jiān)督和咨詢的責任，以專家的身份幫助企業(yè)解決問題。當企業(yè)面臨業(yè)績期望落差狀態(tài)時，因其構(gòu)成獨立董事的專家具有豐富的知識和經(jīng)驗，他們通常能夠為業(yè)績不佳的企業(yè)提供更加客觀的建議，系統(tǒng)、專業(yè)地評估管理者決策的風險性，從而有效地解決問題[36]。同時獨立董事與外部緊密的聯(lián)系能夠幫助企業(yè)及時獲得關(guān)于創(chuàng)新活動的準確性信息，降低從事創(chuàng)新活動的風險概率[39]。因此高獨立董事監(jiān)督促進了業(yè)績期望落差與創(chuàng)新性行為的正向關(guān)系，加強了業(yè)績期望落差對尋租性行為的負向作用。

在面臨業(yè)績期望落差進一步擴大的情況下，生存參照點將受到更多的關(guān)注。由于企業(yè)的失敗會對獨立董事自身的聲譽和形象產(chǎn)生影響，在獨立董事監(jiān)督程度較高的情況下，管理者在做出風險承擔行為時將更多地考慮企業(yè)的長期發(fā)展[36]，但當業(yè)績期望落差威脅到企業(yè)生存時，獨立董事將限制創(chuàng)新投入，而放松對于尋租支出的約束。一方面是因為企業(yè)的存活與獨立董事的個人發(fā)展緊密相關(guān)。在一般情況下，獨立董事主要由學術(shù)界和企業(yè)界的社會知名專家所構(gòu)成，在自己的工作領(lǐng)域中，他們往往享有很高的聲譽和社會威望[38]。作為某領(lǐng)域的成功者，獨立董事更加愛護自己的形象，如果企業(yè)在獨立董事任職期間破產(chǎn)，外界會歸咎于獨立董事監(jiān)督不力，并對他們的能力產(chǎn)生質(zhì)疑，導致他們的聲譽受損[40]。出于自身聲譽和專業(yè)地位的考慮，獨立董事對企業(yè)的生存更加警覺或敏感，所以在長遠發(fā)展和生存之間，獨立董事更在意企業(yè)是否能夠繼續(xù)存活。另一方面，當企業(yè)面臨生存威脅時，從獨立董事的角度理性思考，他們更希望企業(yè)能迅速擺脫生存困境的威脅，從而致使獨立董事默許甚至贊同管理者從事尋租性行為，減少創(chuàng)新性行為。因此在生存參照點占主導的業(yè)績落差狀態(tài)下，獨立董事監(jiān)督加強了業(yè)績期望落差與創(chuàng)新性行為和尋租性行為的關(guān)系?；谝陨戏治?，本文提出如下假設(shè)：

假設(shè)4a：獨立董事監(jiān)督強化了業(yè)績期望落差與創(chuàng)新性行為之間的倒U型關(guān)系。

假設(shè)4b：獨立董事監(jiān)督強化了業(yè)績期望落差與尋租性行為之間的U型關(guān)系。

三、 研究設(shè)計

(一) 樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文選取2013-2018年滬深A股制造業(yè)非國有上市公司為研究樣本，并按照以下原則對數(shù)據(jù)進行處理：(1)剔除ST、* ST的企業(yè)樣本；(2)刪除資產(chǎn)負債率超過100%的企業(yè)樣本；(3)按照三位代碼分類刪除企業(yè)數(shù)量不足5家的行業(yè)中的企業(yè)。此外為避免異常值對檢驗結(jié)果的影響，對主要連續(xù)變量在1%水平上進行縮尾處理。樣本數(shù)據(jù)來自CSMAR數(shù)據(jù)庫。

(二) 變量與測量

1．創(chuàng)新性行為(RD)。用行業(yè)調(diào)整后的研發(fā)強度來測量，其中研發(fā)強度為研發(fā)支出與營業(yè)收入之比。

2．尋租性行為(BE)。由于尋租性行為的隱蔽性特征，使得衡量尋租支出的數(shù)據(jù)通常難以獲取。鑒于數(shù)據(jù)的可得性，參照Cai等(2011)[16]、Xu等(2019)[11]的方法，采用企業(yè)的業(yè)務招待費和差旅費之和對營業(yè)收入、總資產(chǎn)、銷售費用與營業(yè)收入的比值、資本密集度和薪酬前三位高管的平均薪酬進行回歸預測得到殘差，使用該殘差衡量尋租支出。

3．業(yè)績期望落差(BHP)。用實際績效與期望水平的差值進行衡量，即BHP=Pi,t-1-Ai,t-1。其中Pi,t-1為企業(yè)的實際績效，用總資產(chǎn)凈利潤率衡量；Ai,t-1表示企業(yè)的歷史期望水平，Ai,t-1=(1-α1)Pi,t-2+α1Ai,t-2，本文借鑒Chen(2008)[8]的方法，匯報了α1=0.4的檢驗結(jié)果。為了更直觀地進行分析，本文對業(yè)績期望落差采取絕對值處理。

4．CEO權(quán)力(Power)。借鑒郭蓉和文巧甜(2017)[41]的方法，選取4個維度的指標：CEO是否兼任董事長(是則取值為1，否則為0)、CEO任期(取CEO任職年數(shù)加1的自然對數(shù))、股權(quán)分散度(第二至第十大股東持股比例平方和除以第一大股東持股比例平方)、董事會規(guī)模(董事會人數(shù)的自然對數(shù))。將4個指標標準化后相加，得到CEO權(quán)力的指標Power。指標值越大，表示CEO權(quán)力越高。

5．獨立董事監(jiān)督(BOD)。采用獨立董事人數(shù)在董事會中的占比進行衡量。

此外，本文還選取了其他一些可能影響企業(yè)創(chuàng)新性行為和尋租性行為的因素作為控制變量，包括企業(yè)年齡(Age)、企業(yè)規(guī)模(Size)、企業(yè)成長性(Growth)、冗余資源(Slack)、銷售費用率(Sale)、托賓Q值(TobinQ)、董事會持股比例(Share)、管理費用率(Cost)、業(yè)績期望順差(AHP)，同時本文還控制了時間和行業(yè)因素的影響。

主要變量的含義與指標測量方法見表1。

表1 變量定義

(三) 實證模型

為研究本文假設(shè)1和假設(shè)2，即業(yè)績期望落差與企業(yè)創(chuàng)新性行為和尋租性行為之間的非線性關(guān)系，本文設(shè)定了回歸方程(1)和方程(2)：

(1)

(2)

為檢驗假設(shè)CEO權(quán)力和獨立董事監(jiān)督的調(diào)節(jié)作用，在方程(1)和方程(2)的基礎(chǔ)上，分別加入CEO權(quán)力、獨立董事監(jiān)督與業(yè)績期望落差及其平方的交互項，建立方程(3)、(4)、(5)和(6)：

(3)

(4)

(5)

(6)

考慮企業(yè)的決策往往由前期的績效反饋所決定，因此將解釋變量滯后一期。在進行調(diào)節(jié)效應分析時，對構(gòu)成交互項的變量進行中心化處理。此外，為避免非平衡面板數(shù)據(jù)可能存在的異方差、時序相關(guān)和橫截面相關(guān)等系列相關(guān)問題，采用Driscoll和Kraay(1998)[42]的方法進行面板數(shù)據(jù)模型的估計。

(四) 描述性統(tǒng)計和相關(guān)性分析

如表2所示，創(chuàng)新性行為(RD)的均值為-0.0005，標準差為0.0249；尋租性行為(BE)的均值為0.0913，標準差是0.9466，表明樣本企業(yè)創(chuàng)新支出和尋租支出有著較大差異。從相關(guān)系數(shù)來看，業(yè)績期望落差(BHP)與創(chuàng)新性行為(RD)正相關(guān)，而與尋租性行為(BE)負相關(guān)。方差膨脹因子值(VIF)均小于2，反映不存在嚴重的多重共線性問題。

表2 描述性統(tǒng)計與相關(guān)性分析

四、 實證分析結(jié)果

(一) 假設(shè)檢驗

Hausman檢驗結(jié)果表明固定效應優(yōu)于隨機效應，因此本文采用固定效應模型進行估計。表3報告了業(yè)績期望落差與創(chuàng)新性行為和尋租性行為關(guān)系的檢驗結(jié)果。模型2和模型4的結(jié)果顯示，業(yè)績期望落差的回歸系數(shù)沒有通過顯著性檢驗，說明線性關(guān)系并不成立。接下來，本文按照Lind和Mehlum(2010)[43]提出的三個標準檢驗二次曲線關(guān)系是否成立。

表3 業(yè)績期望落差與企業(yè)風險承擔行為

第一，在模型3中，業(yè)績期望落差的系數(shù)為0.0442，在1%的水平上顯著，業(yè)績期望落差平方項的系數(shù)為-0.3977，同樣在1%的水平上顯著，F(xiàn)檢驗在1%的水平上拒絕了業(yè)績期望落差及其平方項系數(shù)同時為零的原假設(shè)。與模型2相比，模型3解釋度明顯增加(△R2=0.0043，P<0.01)；第二，曲線的斜率在業(yè)績期望落差取值范圍的左端時，β1+2β2×BHPLow為0.0583，曲線的斜率在業(yè)績期望落差取值范圍的右端時，β1+2β2×BHPHigh為-0.1347，樣本邊界斜率的符號相反，并且均通過顯著性檢驗；第三，曲線的拐點(0.0556)在業(yè)績期望落差的區(qū)間范圍內(nèi)。因此假設(shè)1得到驗證，業(yè)績期望落差與創(chuàng)新性行之間呈倒U型關(guān)系。

在以尋租性行為(BE)為因變量的模型6中，業(yè)績期望落差及其平方項的系數(shù)一負一正，分別為-0.9797和7.2412，并且至少在5%的水平上顯著；聯(lián)合檢驗在1%的顯著性水平上拒絕業(yè)績期望落差及其平方項的系數(shù)同時為零；U型曲線的斜率在樣本邊界處足夠陡峭，并且曲線拐點(0.0676)處在樣本范圍內(nèi)。假設(shè)2關(guān)于業(yè)績期望落差與尋租性行為的U型關(guān)系得到驗證。

表4報告了CEO權(quán)力和獨立董事監(jiān)督的調(diào)節(jié)效應檢驗結(jié)果。模型1的結(jié)果顯示，業(yè)績期望落差與CEO權(quán)力乘積項的回歸系數(shù)為負(β=-0.0122，P>0.1)，業(yè)績期望落差平方項與CEO權(quán)力乘積項的回歸系數(shù)為正(β=0.0869，P>0.1)，但沒有通過顯著性檢驗。從圖1(a)中看出，代表高CEO權(quán)力和代表低CEO權(quán)力曲線斜率以及拐點的變化均不明顯，假設(shè)3a未得到驗證。在模型2中，業(yè)績期望落差與獨立董事監(jiān)督乘積項的回歸系數(shù)顯著為正(β=0.0092，P<0.01)，業(yè)績期望落差平方項與獨立董事監(jiān)督乘積項的回歸系數(shù)顯著為負(β=-0.0619，P<0.01)。結(jié)果在全變量模型3中保持穩(wěn)健。圖2(a)顯示，高獨立董事監(jiān)督的倒U型曲線顯得更為陡峭，假設(shè)4a得到驗證。

表4 CEO權(quán)力和獨立董事監(jiān)督的調(diào)節(jié)效應

續(xù)表4

模型4的結(jié)果顯示，業(yè)績期望落差與CEO權(quán)力乘積項的系數(shù)為正(β=0.4278，P<0.05)，業(yè)績期望落差平方項與CEO權(quán)力乘積項的系數(shù)為負(β=-3.5746，P<0.01)，均通過顯著性檢驗，表明CEO權(quán)力減弱了業(yè)績期望落差與尋租性行為的U型關(guān)系。結(jié)果在全變量模型6中保持一致。從圖1(b)可以看出，高CEO權(quán)力曲線更為平緩，假設(shè)3b進一步得到驗證。模型5檢驗了獨立董事監(jiān)督對于業(yè)績期望落差與尋租性行為之間關(guān)系的調(diào)節(jié)作用。結(jié)果顯示，業(yè)績期望落差及其平方項與獨立董事監(jiān)督乘積項的回歸系數(shù)雖一負一正，但均不顯著。由圖2(b)可以看出，高獨立董事比例曲線較低，并且拐點左移，在一定程度上也印證了本文的觀點，即當期望參照點主導時，獨立董事占比高的企業(yè)從事尋租活動的可能性較小。

圖1 CEO權(quán)力的調(diào)節(jié)效應

圖2 獨立董事監(jiān)督的調(diào)節(jié)效應

(二) 穩(wěn)健性檢驗

1．內(nèi)生性處理?？紤]企業(yè)自身特征對業(yè)績狀態(tài)的潛在影響，業(yè)績期望落差可能是內(nèi)生的。為減輕這種潛在的內(nèi)生性，參考以往研究文獻，本文采用兩階段最小二乘法(2SLS)對模型進行內(nèi)生性處理。具體地，使用Probit回歸，用企業(yè)年齡、冗余資源、托賓Q、董事會持股比例等特征變量與企業(yè)是否處于業(yè)績落差狀態(tài)的虛擬變量進行回歸分析，然后將預測值作為業(yè)績期望落差的工具變量納入到模型中進行估計[44]。表5模型1-4的結(jié)果顯示，回歸結(jié)果與之前的基本一致。

本文還采用傾向得分匹配法(PSM)控制樣本選擇偏差帶來的影響。用企業(yè)年齡、企業(yè)規(guī)模、企業(yè)成長性、冗余資源、銷售費用率、托賓Q、管理層持股比例、管理費用率等作為企業(yè)是否處于業(yè)績落差狀態(tài)的配對變量，使用最近鄰匹配法對樣本進行配對后再次進行回歸。表5模型5-8的估計結(jié)果顯示，不論是創(chuàng)新性行為還是尋租性行為，業(yè)績期望落差及其平方項的系數(shù)均顯著，且符號與預測的一致；CEO權(quán)力和獨立董事監(jiān)督的調(diào)節(jié)作用與表4的結(jié)果相同。

表5 穩(wěn)健性檢驗(一)：內(nèi)生性處理

續(xù)表5

2．改變變量測量方法。(1)改變實際績效的測量方法。本文使用資產(chǎn)報酬率作為衡量企業(yè)實際績效的替代性指標重新計算業(yè)績期望落差并對模型進行回歸，表6模型1-4報告了估計結(jié)果。結(jié)果與先前的相似。(2)改變期望水平的測量方法。采用王菁等(2014)[9]的方法改變期望水平的測量方法。前文中借鑒Chen(2008)[8]的研究進行測量，即根據(jù)Ai,t-1=(1-α1)Pi,t-2+α1Ai,t-2計算期望水平，α1代表權(quán)重，介于0到1之間，從0開始，每增加0.1進行賦予權(quán)重。前文匯報了α1=0.4的檢驗結(jié)果，表6模型5-8匯報了α1=0.6的檢驗結(jié)果。無論是主效應還是調(diào)節(jié)效應都沒有發(fā)生變化。

表6 穩(wěn)健性檢驗(二)：更換變量測量方法

3．混淆變量檢驗。由于忽視資本市場波動性可能會產(chǎn)生遺漏變量偏差，本文增加了機構(gòu)投資者持股和市場競爭等作為混淆變量，分析結(jié)果并沒有發(fā)生變化。(1)由于篇幅限制未列出回歸結(jié)果，備索。此外，本文參照Frank(2000)[45]、Frank等(2013)[46]提出的方法來檢驗機構(gòu)投資者持股和產(chǎn)品市場競爭對模型推斷有效性的影響。在以創(chuàng)新行為為因變量的模型中，為了使回歸系數(shù)的推斷無效，機構(gòu)投資者持股比例與被解釋變量、解釋變量的相關(guān)系數(shù)和影響的閾值分別為0.165、0.0272；市場競爭程度與被解釋變量、解釋變量的相關(guān)系數(shù)和影響的閾值分別為0.194、0.0375。表7 PanelA的結(jié)果顯示，相關(guān)系數(shù)和影響均未超過閾值。在以尋租行為為被解釋變量的模型中，為了使回歸系數(shù)的推斷無效，機構(gòu)投資者持股比例與被解釋變量、解釋變量的相關(guān)系數(shù)和影響的閾值分別為0.122、0.0149；市場競爭程度與被解釋變量、解釋變量的相關(guān)系數(shù)和影響的閾值分別為0.140、0.0195。從表7 PanelB的結(jié)果來看，相關(guān)系數(shù)及對模型的影響同樣均未超過閾值。

表7 機構(gòu)投資者持股和市場競爭對模型的影響

綜上，資本市場的波動性對模型結(jié)果的影響較小，并不會影響模型推斷的有效性。

五、 結(jié)論與啟示

(一) 研究結(jié)論

本文基于企業(yè)行為理論和參照點理論，分析了業(yè)績期望落差對創(chuàng)新性行為和尋租性行為的影響，以及CEO權(quán)力和獨立董事監(jiān)督的調(diào)節(jié)作用。本文的研究結(jié)論如下：第一，業(yè)績期望落差與創(chuàng)新性行為呈先增加后減少的倒U型關(guān)系，而與尋租性行為呈先減少后增加的U型關(guān)系。第二，由于高權(quán)力CEO具有自我增強的動機，高CEO權(quán)力明顯削弱了業(yè)績期望落差與尋租性行為之間的U型關(guān)系。第三，出于維護自身專業(yè)權(quán)威的考慮，獨立董事的監(jiān)督顯著強化了業(yè)績期望落差與創(chuàng)新性行為之間的倒U型關(guān)系。

(二) 研究貢獻

首先，本文揭示了業(yè)績期望落差對差異性風險承擔行為的影響機制。以往的研究或是探究業(yè)績期望落差對研發(fā)、并購等生產(chǎn)性活動的影響[2,8]，或是集中在業(yè)績期望落差對尋租、賄賂等非生產(chǎn)性活動的影響[19]。本文把風險承擔行為區(qū)分為創(chuàng)新性行為和尋租性行為，并同時納入分析模型，考察了隨著業(yè)績期望落差狀態(tài)的變化，企業(yè)如何在這兩種此消彼長的風險承擔行為之間進行權(quán)衡取舍，豐富了業(yè)績期望落差與風險承擔行為方面的研究。

其次，本文整合了企業(yè)行為理論和參照點理論對于風險承擔行為的解釋，豐富了現(xiàn)有文獻對業(yè)績期望落差的研究視角。已有研究大多揭示了業(yè)績期望落差與企業(yè)風險承擔行為的線性關(guān)系[18,44]，本文的研究結(jié)果表明，因參照點的調(diào)整業(yè)績期望落差與風險承擔行為存在復雜的非線性關(guān)系，為落差狀態(tài)下的風險承擔行為提供了更加完整的解釋。另外，本文還發(fā)現(xiàn)了業(yè)績期望落差與風險承擔行為的非線性關(guān)系存在拐點右偏現(xiàn)象，可能的原因是，盡管處于落差狀態(tài)的現(xiàn)象時有發(fā)生，但觸及生存參照點的情況相對較少。

最后，本文同時考慮了CEO權(quán)力和獨立董事監(jiān)督的調(diào)節(jié)作用，豐富了業(yè)績期望落差對企業(yè)風險承擔行為的邊界機制研究。已有研究主要以資源稟賦、市場競爭、外部制度等作為調(diào)節(jié)變量[8,11]，而關(guān)于公司治理結(jié)構(gòu)因素并沒有得到足夠重視。為此，本文引入了兩個重要的治理特征——管理者權(quán)力配置和董事會結(jié)構(gòu)配置。研究結(jié)果顯示，擁有高權(quán)力的CEO往往具有較高的自我增強動機，過度自信左右著他們對于業(yè)績不佳的歸因，進而影響企業(yè)從事尋租活動的程度，這一結(jié)論與郭蓉和文巧甜(2017)[41]研究管理層權(quán)力的觀點不謀而合。本文結(jié)果揭示了隱含在高CEO權(quán)力背后的自我增強動機和過度自信，為后續(xù)進一步研究CEO權(quán)力對企業(yè)決策的作用機制提供了基礎(chǔ)。

本文同時發(fā)現(xiàn)獨立董事的監(jiān)督強化了業(yè)績期望落差對創(chuàng)新性行為的影響。一方面，在高獨立董事監(jiān)督的情況下，董事會對投資決策的審查和評估更具專業(yè)性，促進了企業(yè)創(chuàng)新活動的開展，這驗證了獨立董事的積極作用，與之前眾多研究觀點相一致[38,47]；另一方面，在企業(yè)面臨失敗危險時，獨立董事為了避免自身形象和利益受損，反而會抑制企業(yè)創(chuàng)新，這是以往研究沒有注意到的。本文結(jié)論在一定程度上揭示了獨立董事監(jiān)督的雙刃劍作用，增進了對于獨立董事制度有效性的認識和理解。

(三) 管理啟示與展望

本文結(jié)論有如下啟示：第一，不同的落差狀態(tài)使得企業(yè)的創(chuàng)新投入和尋租支出有所差異。企業(yè)在臨近期望參照點和生存參照點時會表現(xiàn)出較高的尋租傾向和較低的創(chuàng)新傾向，對于處于上述兩種情形的企業(yè)，一方面要加強監(jiān)管，避免它們的敗德行為；另一方面，管理者應克服短視心理，系統(tǒng)思考業(yè)績落差的真正原因。第二，被賦予高權(quán)力的CEO不僅會從事合規(guī)性的創(chuàng)新活動，還可能從事破壞性的尋租活動，這在期望參照點主導的業(yè)績落差狀態(tài)時表現(xiàn)得尤為明顯。此時在內(nèi)部權(quán)力分配方面，企業(yè)應當健全有效的權(quán)力制衡機制，防止一人獨大的情況出現(xiàn)。第三，獨立董事是企業(yè)增強董事會監(jiān)督能力而引進的外部專家，能夠減弱管理層的自利傾向，但也可能會制約企業(yè)的長遠發(fā)展能力。為此企業(yè)應該根據(jù)經(jīng)營狀況，適時調(diào)整獨立董事的結(jié)構(gòu)和構(gòu)成，使獨立董事監(jiān)督機制更好地服務于企業(yè)價值的創(chuàng)造。

本文還存在一些不足有待后續(xù)研究進一步完善：第一，Chen(2008)[8]指出，期望差距可以分為歷史期望和行業(yè)期望兩個層面，本文僅探討了歷史期望落差對企業(yè)風險承擔行為的影響，未來的研究可進一步分析行業(yè)期望以及歷史期望與行業(yè)期望之間的不一致對企業(yè)風險承擔行為的影響。第二，關(guān)于業(yè)績期望落差，本文主要根據(jù)實際績效與期望水平的差值進行分析，但該測量對于衡量臨近生存參照點的落差有一定的局限性，未來的研究可以進一步完善對于生存參照點的判斷。第三，由于尋租行為的隱性特征，本文主要采用代理變量衡量尋租支出，未來研究可以進一步完善尋租支出方面的測量。