企業(yè)家創(chuàng)新精神與信用風(fēng)險(xiǎn)

張培 趙世豪

內(nèi)容提要：本文以滬深兩市A股上市公司為研究對(duì)象，基于2010-2016年的面板數(shù)據(jù)，探討企業(yè)家創(chuàng)新精神的收益和風(fēng)險(xiǎn)。研究結(jié)果表明：企業(yè)家創(chuàng)新精神能夠顯著降低企業(yè)的信用風(fēng)險(xiǎn)水平，且兩者之間可能存在倒U形的非線性關(guān)系。另外，企業(yè)家創(chuàng)新精神對(duì)企業(yè)的信用風(fēng)險(xiǎn)的減少效應(yīng)因創(chuàng)新產(chǎn)出的異質(zhì)性而存在顯著差異。進(jìn)一步考慮交互作用，企業(yè)家創(chuàng)新精神對(duì)于企業(yè)信用風(fēng)險(xiǎn)減少的效應(yīng)在民營(yíng)企業(yè)、大規(guī)模企業(yè)和專業(yè)化經(jīng)營(yíng)程度更高的企業(yè)表現(xiàn)得更加顯著。

關(guān)鍵詞：企業(yè)家創(chuàng)新精神;信用風(fēng)險(xiǎn);民營(yíng)企業(yè)

中圖分類號(hào)：F062.4 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A 文章編號(hào)：1001-148X（2022）01-0095-08

作者簡(jiǎn)介：張培（1981-），男，江蘇泗陽(yáng)人，武漢大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院講師，研究方向：金融工程、衍生金融工具;趙世豪（1997-），男，內(nèi)蒙古赤峰人，武漢大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院碩士研究生，研究方向：金融經(jīng)濟(jì)學(xué)、投資科學(xué)。

一、引言

企業(yè)家群體在改革開(kāi)放的40年中逐漸孕育、成長(zhǎng)并走向成熟，在此過(guò)程中也形成了獨(dú)具中國(guó)特色的企業(yè)家精神，而創(chuàng)新是企業(yè)家精神的靈魂，創(chuàng)新也是企業(yè)變革成長(zhǎng)過(guò)程中一個(gè)不可或缺的因素。

現(xiàn)有文獻(xiàn)對(duì)于企業(yè)家創(chuàng)新精神的研究多限于企業(yè)家創(chuàng)新精神對(duì)于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、企業(yè)成長(zhǎng)績(jī)效、全要素生產(chǎn)率等領(lǐng)域的研究，關(guān)注點(diǎn)大多在宏觀經(jīng)濟(jì)層面和企業(yè)整體層面等企業(yè)家創(chuàng)新精神的收益方面，對(duì)于企業(yè)家創(chuàng)新精神可能存在的風(fēng)險(xiǎn)目前沒(méi)有研究成果。本文重點(diǎn)研究企業(yè)家創(chuàng)新精神與企業(yè)信用風(fēng)險(xiǎn)水平之間的關(guān)系，進(jìn)一步研究其帶來(lái)收益或可能存在的風(fēng)險(xiǎn)的作用機(jī)制。企業(yè)家創(chuàng)新精神能夠提高企業(yè)成長(zhǎng)績(jī)效，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，而在風(fēng)險(xiǎn)評(píng)估和公司治理角度，企業(yè)家創(chuàng)新精神這種企業(yè)家特質(zhì)也可能影響企業(yè)信用風(fēng)險(xiǎn)水平。一方面，企業(yè)家具備創(chuàng)新精神必然增加企業(yè)的研發(fā)支出，由于研發(fā)活動(dòng)“高投入、高風(fēng)險(xiǎn)、長(zhǎng)周期”的特點(diǎn)，必然會(huì)增加企業(yè)的風(fēng)險(xiǎn);但另一方面，企業(yè)家可能由于企業(yè)研發(fā)效率高、創(chuàng)新產(chǎn)出成效好，可以有效地改善企業(yè)的經(jīng)營(yíng)績(jī)效，從而進(jìn)一步降低企業(yè)信用風(fēng)險(xiǎn)水平。所以本文預(yù)期企業(yè)家創(chuàng)新精神對(duì)于企業(yè)信用風(fēng)險(xiǎn)存在著多種效應(yīng)，同時(shí)企業(yè)家創(chuàng)新精神所帶來(lái)的企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)水平的變動(dòng)在不同類型的企業(yè)中也存在較大差異?；谝陨戏治觯疚倪x取2010-2016年我國(guó)A股上市公司作為研究樣本，通過(guò)實(shí)證檢驗(yàn)來(lái)探討企業(yè)家創(chuàng)新精神與企業(yè)信用風(fēng)險(xiǎn)之間的關(guān)系;并將企業(yè)家創(chuàng)新精神的影響研究延伸至公司財(cái)務(wù)和公司治理領(lǐng)域，為企業(yè)家創(chuàng)新精神的研究開(kāi)拓了一個(gè)新的維度，并對(duì)企業(yè)家創(chuàng)新精神對(duì)企業(yè)帶來(lái)的收益研究作了必要的補(bǔ)充。

二、文獻(xiàn)綜述與研究假設(shè)

（一）管理層特質(zhì)、創(chuàng)新精神

1984年Hambrick和Mason（1984）[1]提出“高層梯隊(duì)理論”，認(rèn)為對(duì)于復(fù)雜的內(nèi)部和外部環(huán)境，管理者囿于自身局限，也只能對(duì)其進(jìn)行選擇性觀察。這樣，管理者既有的自身特質(zhì)就極大程度上決定了其對(duì)外部信息的解釋力。換言之，管理者特質(zhì)影響著他們對(duì)企業(yè)的戰(zhàn)略選擇，并進(jìn)而影響企業(yè)的經(jīng)營(yíng)行為。目前學(xué)術(shù)界有關(guān)管理者特征與企業(yè)實(shí)際經(jīng)營(yíng)績(jī)效方面的研究，主要集中在三個(gè)方面。首先是管理者背景特征與公司治理和經(jīng)營(yíng)績(jī)效的關(guān)系。如孫慧琳等（2015）[2]提出企業(yè)家精神是一種重要的生產(chǎn)要素，也是經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的重要驅(qū)動(dòng)力，研究發(fā)現(xiàn)企業(yè)家創(chuàng)新精神和企業(yè)財(cái)務(wù)績(jī)效具有顯著地正相關(guān)關(guān)系。其次是管理者過(guò)度自信與公司治理和經(jīng)營(yíng)績(jī)效的關(guān)系。余明桂等（2006）[3]基于行為金融研究發(fā)現(xiàn)管理者過(guò)度自信與資產(chǎn)負(fù)債率尤其是短期負(fù)債率顯著正相關(guān)，同時(shí)與債務(wù)期限結(jié)構(gòu)也顯著正相關(guān)。Duellman等（2015）[4]發(fā)現(xiàn)當(dāng)管理層過(guò)度自信時(shí)，如果審計(jì)師把這種自信看做是一種風(fēng)險(xiǎn)，那么審計(jì)師會(huì)收取額外的審計(jì)費(fèi)用，但是在缺少審計(jì)委員會(huì)的企業(yè)，他們發(fā)現(xiàn)管理層過(guò)度自信與審計(jì)費(fèi)用具有負(fù)相關(guān)的關(guān)系。徐朝輝和周宗放（2016）[5]研究發(fā)現(xiàn)管理者的非理性行為“過(guò)度自信”不僅影響企業(yè)多元化經(jīng)營(yíng)戰(zhàn)略，而且可能加劇企業(yè)信用風(fēng)險(xiǎn)。最后是所有權(quán)異質(zhì)的公司管理者異質(zhì)性與公司治理和經(jīng)營(yíng)績(jī)效的關(guān)系。吳國(guó)鼎（2015）[6]從所有制角度分析，發(fā)現(xiàn)競(jìng)爭(zhēng)性行業(yè)中民營(yíng)控股企業(yè)實(shí)際控制人持股水平的激勵(lì)效應(yīng)要大于國(guó)有控股企業(yè)，同時(shí)實(shí)際控制人持股比例對(duì)企業(yè)績(jī)效的影響在中央控股企業(yè)和地方控股企業(yè)這兩類企業(yè)中也因行業(yè)競(jìng)爭(zhēng)性不同而存在顯著差異。竇煒等（2016）[7]發(fā)現(xiàn)不同控制權(quán)配置模式下現(xiàn)金流權(quán)和控制權(quán)的兩權(quán)分離造成了上市公司的投資效率損失，同時(shí)多個(gè)控制權(quán)主體間的相對(duì)持股比例對(duì)公司財(cái)務(wù)決策效率產(chǎn)生的影響更大，而且不同的權(quán)利制衡特征和模式對(duì)公司投資效率的影響也具有顯著差異。

（二）企業(yè)信用風(fēng)險(xiǎn)及其影響因素

信用風(fēng)險(xiǎn)是指交易對(duì)手或者債務(wù)人不能正常履行合約或者信用品質(zhì)發(fā)生變化而導(dǎo)致交易對(duì)手或者債權(quán)人遭受損失的可能性。在經(jīng)濟(jì)活動(dòng)中信用風(fēng)險(xiǎn)是普遍存在的，銀行、債券投資者和以賒銷方式出售商品或勞務(wù)的工商企業(yè)都面臨著各種各樣的信用風(fēng)險(xiǎn)。而且，除了基于銀行信用、債券信用和商業(yè)信用的債權(quán)債務(wù)關(guān)系，大部分的經(jīng)濟(jì)合約也會(huì)面臨潛在的違約風(fēng)險(xiǎn)。

關(guān)于上市公司信用風(fēng)險(xiǎn)影響因素的研究主要集中于以下幾個(gè)方面：一是公司治理結(jié)構(gòu)與信用風(fēng)險(xiǎn)。錢忠華（2009）[8]發(fā)現(xiàn)國(guó)有企業(yè)面臨財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)及其陷入財(cái)務(wù)困境的概率則顯著高于非國(guó)有企業(yè)，同時(shí)若股權(quán)集中程度及股東活躍程度越高，那么企業(yè)面臨財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)及陷入財(cái)務(wù)困境的概率越低。二是企業(yè)的經(jīng)營(yíng)績(jī)效與信用風(fēng)險(xiǎn)。吳國(guó)鼎和張會(huì)麗（2015）[9]研究發(fā)現(xiàn)多元化經(jīng)營(yíng)并不能有效分散企業(yè)財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)。三是管理者特征與信用風(fēng)險(xiǎn)。仇榮國(guó)和張建華（2010）[10]在中小上市公司的范圍內(nèi)，探究了高管學(xué)歷、持股比例和企業(yè)成長(zhǎng)性對(duì)信用違約風(fēng)險(xiǎn)的影響。

國(guó)內(nèi)外相關(guān)的研究文獻(xiàn)中，分析企業(yè)家精神對(duì)信用風(fēng)險(xiǎn)作用機(jī)制的文獻(xiàn)仍然少見(jiàn)，尤其缺乏從企業(yè)家創(chuàng)新精神的角度去分析信用風(fēng)險(xiǎn)影響因素的相關(guān)研究;管理者特征和企業(yè)家創(chuàng)新精神方面微觀視角的實(shí)證文獻(xiàn)，大部分都局限于分析與其他因素的線性關(guān)系，未能在更高維度拓展研究的范圍和視野。

（三）研究假設(shè)

本文假定企業(yè)家創(chuàng)新精神包含以下兩個(gè)方面：

首先是研發(fā)投入，表現(xiàn)的是企業(yè)家對(duì)創(chuàng)新主觀意愿和努力。在知識(shí)經(jīng)濟(jì)時(shí)代，企業(yè)主導(dǎo)的研發(fā)創(chuàng)新活動(dòng)已經(jīng)成為企業(yè)、地區(qū)乃至國(guó)家的競(jìng)爭(zhēng)力之源。一方面，企業(yè)的研發(fā)投入增加，其開(kāi)發(fā)出新產(chǎn)品和新技術(shù)，進(jìn)而提高本企業(yè)乃至本國(guó)產(chǎn)品競(jìng)爭(zhēng)力的可能性也會(huì)進(jìn)一步提高，可以實(shí)現(xiàn)對(duì)于企業(yè)生產(chǎn)效率、經(jīng)營(yíng)績(jī)效的改善[11]，而且具有新技術(shù)、新產(chǎn)品的企業(yè)也往往更加容易獲得投資者的青睞進(jìn)而通過(guò)資本運(yùn)作來(lái)提升企業(yè)價(jià)值[12]，從而降低企業(yè)的信用風(fēng)險(xiǎn)水平。另一方面，企業(yè)家的創(chuàng)新精神必定會(huì)增加企業(yè)的研發(fā)支出，進(jìn)一步增大企業(yè)經(jīng)營(yíng)的不確定性，而且研發(fā)創(chuàng)新活動(dòng)存在巨大的不確定性，周期長(zhǎng)、投入大、風(fēng)險(xiǎn)高的研發(fā)活動(dòng)導(dǎo)致信用風(fēng)險(xiǎn)水平的上升?；谶@些分析，本文提出第一個(gè)研究假設(shè)：

假設(shè)1：企業(yè)家創(chuàng)新精神——研發(fā)強(qiáng)度的提升能夠顯著地降低企業(yè)信用風(fēng)險(xiǎn)，并且二者之間可能存在倒U形的非線性關(guān)系。

其次是技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出，衡量企業(yè)家創(chuàng)新投入的實(shí)際成效。若是得到一些前沿的、關(guān)鍵的技術(shù)專利，企業(yè)更容易獲得更高的市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)地位、更便利的外部融資和更有力的政府補(bǔ)貼及政策扶持。即使是通過(guò)轉(zhuǎn)讓和質(zhì)押也可以取得一定的收益，有利于增加企業(yè)收入，進(jìn)而降低信用風(fēng)險(xiǎn)水平[13]。同時(shí)，我國(guó)習(xí)慣上將研發(fā)創(chuàng)新成果分為發(fā)明專利、實(shí)用新型和外觀設(shè)計(jì)三大類，各類產(chǎn)品因其投入不同、授權(quán)難易不同而價(jià)值各異[14]。從企業(yè)實(shí)踐和發(fā)展的角度分析，發(fā)明專利研發(fā)和審批的周期最長(zhǎng)，其含金量也最高，其次才是實(shí)用新型和外觀設(shè)計(jì)。因此，本文提出第二個(gè)研究假設(shè)：

假設(shè)2a：企業(yè)家創(chuàng)新精神——?jiǎng)?chuàng)新產(chǎn)出增加能夠顯著地降低企業(yè)信用風(fēng)險(xiǎn);

假設(shè)2b：企業(yè)家創(chuàng)新精神——?jiǎng)?chuàng)新產(chǎn)出成果的異質(zhì)性對(duì)企業(yè)信用風(fēng)險(xiǎn)的作用效果和機(jī)制可能存在一定的差異。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）樣本選取和數(shù)據(jù)來(lái)源

本文的樣本選擇期間為2010-2016年，以中國(guó)全部的A股上市公司年度數(shù)據(jù)為原始樣本。因?yàn)橐粋€(gè)數(shù)據(jù)庫(kù)無(wú)法包含所有本文所需要的數(shù)據(jù)，本文的數(shù)據(jù)來(lái)源于CSMAR、WIND以及同花順數(shù)據(jù)庫(kù)的聯(lián)合支持。為了降低極端值對(duì)統(tǒng)計(jì)結(jié)果產(chǎn)生的不利影響，在數(shù)據(jù)的處理上，本文對(duì)研究中所涉及的連續(xù)型變量的財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)均進(jìn)行了了1%與99%分位數(shù)上的縮尾處理。考慮到研究結(jié)果的穩(wěn)健性，本文按照慣例刪除了金融行業(yè)的公司，同時(shí)剔除樣本期間內(nèi)，財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)不全或缺失的公司，最終獲得1309個(gè)上市公司的年度樣本觀測(cè)值。

（二）變量設(shè)定

1.被解釋變量。當(dāng)前，Altman創(chuàng)建的Z值模型廣泛應(yīng)用于目前我國(guó)企業(yè)、政府和研究機(jī)構(gòu)對(duì)于信用風(fēng)險(xiǎn)量化管理和評(píng)價(jià)，同時(shí)其適用性強(qiáng)、并且模型的數(shù)據(jù)相對(duì)容易獲取，且參考胡延杰與龐娟娟（2006）[15]等學(xué)者的研究，本文使用Z值模型來(lái)衡量企業(yè)的信用風(fēng)險(xiǎn)水平。在分析中選擇了關(guān)鍵指標(biāo)五個(gè)，以此為基礎(chǔ)得出Z值模型。具體方程組如下：

Z=1.2*X1+1.4*X2+3.3*X3+0.6*X4+0.999*X5

上式中，Z是判別函數(shù)的值，Z值越大，代表企業(yè)的信用風(fēng)險(xiǎn)越小。

X1=營(yíng)運(yùn)資金/資產(chǎn)總額，衡量的是企業(yè)的資產(chǎn)流動(dòng)性和短期償債能力。該比率越高，則說(shuō)明企業(yè)資產(chǎn)的流動(dòng)性越強(qiáng)，財(cái)務(wù)狀況較為健康。

X2=留存的收益/資產(chǎn)總額，代表的是企業(yè)利潤(rùn)的累積和經(jīng)營(yíng)年限，由于初創(chuàng)型企業(yè)一般無(wú)法積累一定規(guī)模的利潤(rùn)，所以該比率越高，證明企業(yè)已經(jīng)經(jīng)營(yíng)一定的年限，同時(shí)具備更強(qiáng)的籌資能力和再投資能力。

X3=息稅前的利潤(rùn)/資產(chǎn)總額，該指標(biāo)能夠衡量企業(yè)的資產(chǎn)生產(chǎn)效果和經(jīng)營(yíng)管理水平，通常公司資產(chǎn)的盈利能力決定了企業(yè)的生存狀況，所以該比率廣泛應(yīng)用于公司的破產(chǎn)研究。

X4=股權(quán)市價(jià)總值/負(fù)債賬面價(jià)值總額，衡量的是企業(yè)的財(cái)務(wù)結(jié)構(gòu)穩(wěn)定性，即企業(yè)價(jià)值在資不抵債之前可以下降的程度，該比率一定程度上可以反映企業(yè)投資價(jià)值的大小。

X5=銷售收人/資產(chǎn)總額，該指標(biāo)衡量的是企業(yè)在競(jìng)爭(zhēng)環(huán)境中的市場(chǎng)地位，也可以反映企業(yè)利用其資產(chǎn)進(jìn)行經(jīng)營(yíng)活動(dòng)的效率。若該比率較低，則企業(yè)應(yīng)該采取多種措施來(lái)提高其資產(chǎn)總額利用率，例如提高其銷售收入，或處置不良資產(chǎn)等[16]。

如果Z值大于2.675，則表明企業(yè)的財(cái)務(wù)狀況良好，發(fā)生破產(chǎn)的可能性較小;若Z值小于1.81.則企業(yè)存在很大的破產(chǎn)危險(xiǎn);Z值在1.81～2.675之間時(shí)，企業(yè)財(cái)務(wù)表現(xiàn)則極不穩(wěn)定。該模型一般適用于對(duì)上市公司的財(cái)務(wù)分析。由于目前我國(guó)股市非流通股無(wú)市場(chǎng)價(jià)格，本研究在計(jì)算股權(quán)市價(jià)總值時(shí)采取了每股股價(jià)與社會(huì)公眾股股份數(shù)相乘的辦法。同時(shí)考慮到計(jì)算息稅前利潤(rùn)時(shí)需要利息費(fèi)用，因此對(duì)Z計(jì)分模型中的各項(xiàng)指標(biāo)的設(shè)定作以下微調(diào)：

X1=（流動(dòng)資產(chǎn)-流動(dòng)負(fù)債）/資產(chǎn)總額

X2=（未分配利潤(rùn)+盈余公積）/資產(chǎn)總額

X3=（稅前利潤(rùn)十財(cái)務(wù)費(fèi)用）/資產(chǎn)總額

X4=（每股市價(jià)*流通股數(shù)+每股凈資產(chǎn)*非流通股數(shù)）/負(fù)債總額

X5=主營(yíng)業(yè)務(wù)收入/資產(chǎn)總額

2.解釋變量。本文解釋變量為企業(yè)家創(chuàng)新精神的代理變量，企業(yè)家創(chuàng)新精神內(nèi)含兩個(gè)方面：（1）研發(fā)投入，代表著對(duì)企業(yè)家對(duì)創(chuàng)新投入的主觀意愿。（2）技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出，衡量了企業(yè)家創(chuàng)新投入的實(shí)際成效。因此，選擇研發(fā)投入的度量指標(biāo)：研發(fā)強(qiáng)度（RDER）——研發(fā)投入/資產(chǎn)總額;選擇技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出的度量指標(biāo)：企業(yè)當(dāng)年人均專利申請(qǐng)數(shù)量（Mpatent），同時(shí)為了研究研發(fā)創(chuàng)新產(chǎn)出異質(zhì)性對(duì)企業(yè)信用風(fēng)險(xiǎn)水平的影響，進(jìn)一步將其細(xì)分為了企業(yè)當(dāng)年人均發(fā)明專利申請(qǐng)數(shù)（Minvent）、人均實(shí)用新型專利申請(qǐng)數(shù)（Mutility）和人均外觀設(shè)計(jì)申請(qǐng)數(shù)（Mdesign）。

3.控制變量。參考國(guó)內(nèi)外現(xiàn)有的研究成果，并參照相關(guān)文獻(xiàn)[17]的研究，本文選擇了相應(yīng)的控制變量，分別從公司的內(nèi)部的財(cái)務(wù)指標(biāo)、股權(quán)結(jié)構(gòu)和外部市場(chǎng)信息等三個(gè)方面共篩選了15個(gè)控制變量。其定義與符號(hào)見(jiàn)表1所示。

（三）模型構(gòu)建

基于上述說(shuō)明，本文借鑒Gul和Goodwin（2010）[18]的研究，構(gòu)建模型（1）來(lái)檢驗(yàn)企業(yè)家創(chuàng)新精神投入對(duì)信用風(fēng)險(xiǎn)的影響，以此來(lái)檢驗(yàn)假設(shè)1，為了進(jìn)一步研究?jī)烧咧g的關(guān)系，本文也采用了非線性的回歸形式進(jìn)行分析。另外，為了驗(yàn)證假設(shè)2a與假設(shè)2b，本文構(gòu)建了模型（2）來(lái)探究企業(yè)家創(chuàng)新精神產(chǎn)出對(duì)于信用風(fēng)險(xiǎn)的作用機(jī)制，同時(shí)考慮了創(chuàng)新產(chǎn)出異質(zhì)性對(duì)企業(yè)信用風(fēng)險(xiǎn)的作用機(jī)制之間的差異性。具體構(gòu)建回歸模型如下：

四、實(shí)證結(jié)果與分析

（一）描述性統(tǒng)計(jì)分析

本文最后共有1309個(gè)公司年度樣本，在本文主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)分析結(jié)果表2中，樣本上市公司每年的信用風(fēng)險(xiǎn)代理變量Z值的平均值為6.7606，說(shuō)明大部分公司的信用風(fēng)險(xiǎn)較小，同時(shí)極小值與極大值分別為0.5265和54.046，這表明了樣本中各企業(yè)的信用風(fēng)險(xiǎn)水平差異明顯。因?yàn)楸唤忉屪兞看嬖谝欢ǔ潭鹊挠移匀∽匀粚?duì)數(shù)進(jìn)行修正。另外，研發(fā)強(qiáng)度和人均專利申請(qǐng)數(shù)極大值分別達(dá)到了0.0978和0.8193，極小值分別只有0.0005和0.0009，雖然標(biāo)準(zhǔn)差不是很大，但是極差很大，說(shuō)明最具有企業(yè)家創(chuàng)新精神的企業(yè)和最不具有企業(yè)家創(chuàng)新精神的企業(yè)還是存在很大差距的。此外，本研究所使用的其他連續(xù)性控制變量的正態(tài)分布特性亦較為明顯。經(jīng)過(guò)進(jìn)一步檢驗(yàn)，各變量彼此間不存在嚴(yán)重的多重共線性問(wèn)題;同時(shí)對(duì)異方差問(wèn)題進(jìn)行White檢驗(yàn)和多形式BP檢驗(yàn)，都強(qiáng)烈拒絕同方差的原假設(shè)，為了消除數(shù)據(jù)異方差的影響，在進(jìn)行回歸時(shí)均進(jìn)行了robust處理。綜合看來(lái)，本文的實(shí)證分析擁有較為良好的數(shù)據(jù)支持。

（二）企業(yè)家創(chuàng)新精神與信用風(fēng)險(xiǎn)

1.研發(fā)強(qiáng)度與信用風(fēng)險(xiǎn)。表3中報(bào)告了企業(yè)家創(chuàng)新精神的代理變量——研發(fā)強(qiáng)度與信用風(fēng)險(xiǎn)的回歸結(jié)果。其中，第（1）列為研發(fā)強(qiáng)度與信用風(fēng)險(xiǎn)的回歸結(jié)果，第（2）列報(bào)告了在第（1）列基礎(chǔ)上加入控制變量但未控制行業(yè)年度固定效應(yīng)的回歸結(jié)果，第（3）列報(bào)告了在第（2）列基礎(chǔ)上控制行業(yè)和年度固定效應(yīng)后的回歸結(jié)果，第（4）、（5）列報(bào)告了在第（3）列基礎(chǔ)上加入研發(fā)強(qiáng)度的平方項(xiàng)之后的回歸結(jié)果。

在第（1）列中，研發(fā)強(qiáng)度與Z值存在著顯著的正相關(guān)關(guān)系。而第（2）列，加入本文設(shè)置的控制變量后，企業(yè)家創(chuàng)新精神與信用風(fēng)險(xiǎn)的關(guān)系仍然顯著，調(diào)整后的擬合優(yōu)度達(dá)到0.83，說(shuō)明該模型對(duì)于本文的數(shù)據(jù)具有很強(qiáng)的解釋力度。在第（3）列中，加入了行業(yè)、年度的固定效應(yīng)后擬合優(yōu)度進(jìn)一步提高，說(shuō)明行業(yè)、年度對(duì)于企業(yè)家創(chuàng)新精神與信用風(fēng)險(xiǎn)的相關(guān)關(guān)系也有一定的影響。同時(shí)研發(fā)強(qiáng)度的回歸系數(shù)為3.703，在1%水平上顯著，這說(shuō)明企業(yè)家創(chuàng)新精神能夠有效減少信用風(fēng)險(xiǎn)，即研發(fā)強(qiáng)度的提升可以有效降低企業(yè)的信用風(fēng)險(xiǎn)水平，證明了本文的預(yù)期的企業(yè)家創(chuàng)新精神的假設(shè)1。另外，在第（4）、第（5）列的回歸結(jié)果中加入了研發(fā)強(qiáng)度的平方項(xiàng)，同時(shí)其至少在5%的水平上顯著，表示隨著研發(fā)強(qiáng)度的增加，Z值先減少后增加，即企業(yè)的信用風(fēng)險(xiǎn)先增加后減少，研發(fā)強(qiáng)度和信用風(fēng)險(xiǎn)之間可能呈現(xiàn)倒U形的非線性關(guān)系。這也表明研發(fā)投入與創(chuàng)新是一個(gè)長(zhǎng)期性的行為，在短期內(nèi)進(jìn)行研發(fā)活動(dòng)的企業(yè)可能需要忍受其信用風(fēng)險(xiǎn)一定程度上的增加，這也進(jìn)一步證明了本文預(yù)期的企業(yè)家創(chuàng)新精神的風(fēng)險(xiǎn)假設(shè)1。

2.創(chuàng)新產(chǎn)出成果與信用風(fēng)險(xiǎn)。表4報(bào)告了企業(yè)家創(chuàng)新精神的代理變量——?jiǎng)?chuàng)新產(chǎn)出成果與信用風(fēng)險(xiǎn)的回歸結(jié)果。其中，第（1）列為當(dāng)年人均專利申請(qǐng)數(shù)與信用風(fēng)險(xiǎn)的回歸結(jié)果，第（2）、第（3）、第（4）列則分別報(bào)告了三類人均專利申請(qǐng)數(shù)與信用風(fēng)險(xiǎn)的回歸結(jié)果。

在第（1）列中，當(dāng)年人均專利申請(qǐng)數(shù)與Z值存在著顯著的正相關(guān)關(guān)系，即企業(yè)家創(chuàng)新精神與信用風(fēng)險(xiǎn)的負(fù)相關(guān)關(guān)系仍然顯著，證明了本文的預(yù)期的企業(yè)家創(chuàng)新精神的收益假設(shè)2a。調(diào)整后的擬合優(yōu)度為0.857，說(shuō)明該模型能很好地解釋本文的數(shù)據(jù)。在第（2）列中，發(fā)明專利變量的回歸系數(shù)為0.560，在1%水平上顯著，這說(shuō)明發(fā)明專利產(chǎn)出增加能夠有效減少企業(yè)信用風(fēng)險(xiǎn)。在第（3）列中，實(shí)用新型專利變量的回歸系數(shù)為0.339，在5%水平上顯著，這說(shuō)明實(shí)用新型專利產(chǎn)出增加也可以一定程度上減少企業(yè)信用風(fēng)險(xiǎn)。在第（4）列中，外觀設(shè)計(jì)變量不顯著，這說(shuō)明外觀設(shè)計(jì)產(chǎn)出與企業(yè)信用風(fēng)險(xiǎn)之間無(wú)顯著相關(guān)關(guān)系。回歸結(jié)果總體上表明了創(chuàng)新產(chǎn)出異質(zhì)性對(duì)企業(yè)信用風(fēng)險(xiǎn)的作用存在顯著差異，從而進(jìn)一步證明了本文的預(yù)期的企業(yè)家創(chuàng)新精神的收益假設(shè)2b。

（三）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1.內(nèi)生性處理。企業(yè)家創(chuàng)新精神與企業(yè)信用風(fēng)險(xiǎn)可能存在一定的互為因果，從而產(chǎn)生內(nèi)生性。研發(fā)企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新是長(zhǎng)期行為，因此企業(yè)家創(chuàng)新精神的滯后值與當(dāng)期的相關(guān)性是顯然的，但當(dāng)期的企業(yè)信用風(fēng)險(xiǎn)不可能影響到過(guò)去的企業(yè)家創(chuàng)新精神，所以企業(yè)家創(chuàng)新精神的滯后值具有外生性。為了檢驗(yàn)內(nèi)生性對(duì)回歸結(jié)果的影響，本文采用企業(yè)家創(chuàng)新精神的滯后一期為工具變量，采用2SLS回歸方法進(jìn)行內(nèi)生性檢驗(yàn)。

表5和表6中給出了工具變量的回歸結(jié)果，在一階段回歸結(jié)果中，企業(yè)家創(chuàng)新精神滯后值的系數(shù)顯著為正，這說(shuō)明其與當(dāng)期值相關(guān)性較高，結(jié)論與研究預(yù)期一致，說(shuō)明本文選取的這個(gè)工具變量是可行的。同時(shí)在二階段回歸結(jié)果中，研發(fā)強(qiáng)度和創(chuàng)新產(chǎn)出變量系數(shù)為正，且分別在在1%和10%水平上顯著，繼而證實(shí)了本文結(jié)論的穩(wěn)健性。

2.模型穩(wěn)健性處理。為檢驗(yàn)以上實(shí)證結(jié)果的穩(wěn)健性，所以變換信用風(fēng)險(xiǎn)的度量模型做了以下穩(wěn)健性分析。本研究選擇使用張玲等（2000）[19]應(yīng)用我國(guó)上市公司的財(cái)務(wù)報(bào)表數(shù)據(jù)，采用多元判別分析技術(shù)對(duì)我國(guó)上市公司建立的財(cái)務(wù)困境預(yù)警模型：

Z=0.517-0.46*X1-0.388*X2+9.32*X3+1.158*X4

其中，X1是財(cái)務(wù)杠桿，即資產(chǎn)負(fù)債比（等于負(fù)債總額/資產(chǎn)總額）;X2是運(yùn)營(yíng)能力，即營(yíng)運(yùn)資金占總資產(chǎn)比（等于營(yíng)運(yùn)資金/資產(chǎn)總額，其中營(yíng)運(yùn)資金=流動(dòng)資產(chǎn)-流動(dòng)負(fù)債）;X3是盈利能力，即ROA（等于凈利潤(rùn)/平均資產(chǎn)總額）;X4是擴(kuò)大再生產(chǎn)，即留存收益/資產(chǎn)總額（留存收益=未分配利潤(rùn)+盈余公積）。

在模型中Z的判別分值為0.5，若Z值小于0.5，則為財(cái)務(wù)危機(jī)公司;若Z值大于0.5小于0.9，那么公司為非財(cái)務(wù)危機(jī)公司;凡Z值大于0.9的公司均為財(cái)務(wù)安全公司。最終選擇主要回歸結(jié)果見(jiàn)表7，可以發(fā)現(xiàn)變換信用風(fēng)險(xiǎn)度量模型后得到的相關(guān)結(jié)論與上文基本一致。上文分析是穩(wěn)健的。

3.進(jìn)一步檢驗(yàn)。為了探究不同類型的企業(yè)中企業(yè)家創(chuàng)新精神對(duì)于信用風(fēng)險(xiǎn)的減少效應(yīng)是否存在差異，本文使用國(guó)有民營(yíng)企業(yè)的屬性（用虛擬變量Essence表示），企業(yè)規(guī)模大小（用虛擬變量Asset表示，以資產(chǎn)總額的中位數(shù)為分類標(biāo)準(zhǔn)），企業(yè)多元化經(jīng)營(yíng)水平（Numseg，營(yíng)業(yè)收入來(lái)源的行業(yè)數(shù)量）分別與企業(yè)家創(chuàng)新精神（RDER，代表研發(fā)創(chuàng)新的投入意愿）交乘，并引入回歸模型（1）進(jìn)行回歸，并對(duì)表8作如下分析。

第一，從第（1）列可以看出，當(dāng)加入國(guó)有企業(yè)與民營(yíng)企業(yè)的屬性（國(guó)有上市公司設(shè)為1，民營(yíng)上市公司設(shè)為0）與企業(yè)家創(chuàng)新精神交互項(xiàng)時(shí)，企業(yè)家創(chuàng)新精神的系數(shù)為4.407，在1%的水平上顯著，同時(shí)，虛擬變量企業(yè)屬性的系數(shù)為正，且在10%的水平上顯著，說(shuō)明國(guó)有企業(yè)因?yàn)橛烧吆唾Y金支持，企業(yè)信用風(fēng)險(xiǎn)普遍小于民營(yíng)企業(yè)。但是國(guó)有企業(yè)與民營(yíng)企業(yè)的屬性與企業(yè)家創(chuàng)新精神交互項(xiàng)的系數(shù)為-2.213，在10%的水平上顯著，說(shuō)明企業(yè)家創(chuàng)新精神對(duì)于信用風(fēng)險(xiǎn)的減少效應(yīng)在民營(yíng)企業(yè)中更為顯著。

第二，從第（2）列可以看出，當(dāng)加入企業(yè)規(guī)模與企業(yè)家創(chuàng)新精神的交互項(xiàng)進(jìn)行回歸時(shí)，企業(yè)家創(chuàng)新精神的系數(shù)為2.319，并在5%的水平上顯著，此時(shí)企業(yè)規(guī)模與企業(yè)家創(chuàng)新精神的交互項(xiàng)的系數(shù)為2.335，在10%的水平上顯著，也就是說(shuō)，若企業(yè)規(guī)模越大，企業(yè)家創(chuàng)新精神對(duì)信用風(fēng)險(xiǎn)的減少幅度也會(huì)增加。

第三，從第（3）列中可以看出，當(dāng)加入行業(yè)數(shù)量與企業(yè)家精神的交互項(xiàng)進(jìn)行回歸時(shí)，企業(yè)家創(chuàng)新精神的回歸系數(shù)為4.946，并在1%的水平上顯著;同時(shí)，行業(yè)數(shù)量的系數(shù)為正，且在5%的水平上顯著，說(shuō)明多元化經(jīng)營(yíng)程度高的企業(yè)信用風(fēng)險(xiǎn)普遍偏小，抵御風(fēng)險(xiǎn)能力較強(qiáng)。但是行業(yè)數(shù)量與企業(yè)家精神的交互項(xiàng)的回歸系數(shù)為-0.711，在10%的水平上顯著，也就是說(shuō)，當(dāng)企業(yè)多元化經(jīng)營(yíng)程度越高，其企業(yè)家創(chuàng)新精神對(duì)審計(jì)費(fèi)用的減少幅度越小。說(shuō)明企業(yè)多元化經(jīng)營(yíng)程度的提高對(duì)于企業(yè)家創(chuàng)新精神對(duì)信用風(fēng)險(xiǎn)的減少效應(yīng)存在一定程度的抵消作用。

第四，我們發(fā)現(xiàn)企業(yè)家創(chuàng)新精神對(duì)于企業(yè)信用風(fēng)險(xiǎn)的減少效應(yīng)在大規(guī)模、專業(yè)化經(jīng)營(yíng)程度高的企業(yè)表現(xiàn)的更為顯著;同時(shí)我們推測(cè)：在民營(yíng)企業(yè)中，由于企業(yè)家擁有更高的經(jīng)營(yíng)自主權(quán)，其個(gè)人特質(zhì)、決策對(duì)企業(yè)的經(jīng)營(yíng)績(jī)效影響更大，其創(chuàng)新精神對(duì)于企業(yè)信用風(fēng)險(xiǎn)擁有更為顯著的減少效應(yīng)。

五、研究結(jié)論與政策含義

本文以信用風(fēng)險(xiǎn)為切入點(diǎn)，分析了管理者特質(zhì)之企業(yè)家創(chuàng)新精神對(duì)于企業(yè)信用風(fēng)險(xiǎn)的影響，以此來(lái)證實(shí)企業(yè)家創(chuàng)新精神產(chǎn)生的收益與風(fēng)險(xiǎn)。企業(yè)家創(chuàng)新精神在新的時(shí)代背景下被大力鼓勵(lì)和提倡，具有創(chuàng)新精神的企業(yè)家毫無(wú)疑問(wèn)會(huì)為其自身所在的企業(yè)帶來(lái)良好的聲譽(yù)，從而影響信用風(fēng)險(xiǎn)。本文以2010-2016年我國(guó)滬深兩市的A股上市公司為樣本，以研發(fā)強(qiáng)度和人均專利數(shù)量作為企業(yè)家創(chuàng)新精神的代理變量，通過(guò)相應(yīng)的實(shí)證檢驗(yàn)、內(nèi)生性與交互效應(yīng)分析，本文發(fā)現(xiàn)：第一，企業(yè)家創(chuàng)新精神越強(qiáng)，企業(yè)的信用風(fēng)險(xiǎn)越低，且這種關(guān)系在民營(yíng)或規(guī)模較大的企業(yè)中更顯著。第二，企業(yè)家創(chuàng)新產(chǎn)出異質(zhì)性對(duì)企業(yè)信用風(fēng)險(xiǎn)的作用存在顯著差異，其中發(fā)明專利對(duì)于信用風(fēng)險(xiǎn)的減少效應(yīng)最為顯著。第三，通過(guò)進(jìn)一步檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)企業(yè)家創(chuàng)新精神與信用風(fēng)險(xiǎn)間可能存在倒U形的非線性關(guān)系，即研發(fā)投入與創(chuàng)新是一個(gè)長(zhǎng)期性行為，進(jìn)行研發(fā)創(chuàng)新活動(dòng)的企業(yè)在短期內(nèi)需要忍受其信用風(fēng)險(xiǎn)在一定程度上的增加。

本文的研究結(jié)論主要有以下兩方面的政策含義。第一，在公司治理層面，企業(yè)家應(yīng)把創(chuàng)新精神的內(nèi)涵——研發(fā)創(chuàng)新視為一種長(zhǎng)期的競(jìng)爭(zhēng)戰(zhàn)略，并持續(xù)不斷地重視對(duì)研發(fā)活動(dòng)的投入，尤其是對(duì)于對(duì)規(guī)模較大、融資能力較強(qiáng)的、專業(yè)化程度高的民營(yíng)企業(yè)較為有效，因?yàn)橥度敕e累越多、時(shí)間越長(zhǎng)，越有利于增加企業(yè)家創(chuàng)新精神的發(fā)揮，從而提高企業(yè)的經(jīng)營(yíng)績(jī)效、降低企業(yè)的信用風(fēng)險(xiǎn)。第二，在實(shí)踐研發(fā)創(chuàng)新戰(zhàn)略、經(jīng)營(yíng)管理研發(fā)產(chǎn)出成果時(shí)，企業(yè)投資布局發(fā)明專利遠(yuǎn)超過(guò)實(shí)用新型和外觀設(shè)計(jì)對(duì)自身經(jīng)營(yíng)、發(fā)展乃至風(fēng)險(xiǎn)管理產(chǎn)生的收益。但是，發(fā)明專利申請(qǐng)難度大、授權(quán)率低，所需要的研發(fā)資金和時(shí)間更多，企業(yè)要選擇適合自己且能承受的研發(fā)創(chuàng)新戰(zhàn)略。

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（責(zé)任編輯：李江）