富則思安與富而思進(jìn)：績效期望順差對企業(yè)創(chuàng)新的非線性影響

王克穩(wěn) 于巖平

青島大學(xué) 旅游與地理科學(xué)學(xué)院，山東 青島 266071

一、引言

黨的十八大明確將創(chuàng)新驅(qū)動戰(zhàn)略擺在國家發(fā)展全局的核心位置以來，對于企業(yè)創(chuàng)新的關(guān)注日益增加。但自2018 年至今，中興、華為和抖音等中國企業(yè)相繼被美國等國家以各種借口進(jìn)行了技術(shù)禁令，企業(yè)經(jīng)營受到一定影響，其深層次原因在于關(guān)鍵技術(shù)的部分缺失。因此，對于中國企業(yè)而言，堅持走中國特色自主創(chuàng)新道路、實施創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展戰(zhàn)略尤為重要。企業(yè)創(chuàng)新常被視為一種高風(fēng)險行為，已有研究基于企業(yè)行為理論，從企業(yè)實際績效和期望績效的比較角度分析了企業(yè)的風(fēng)險偏好和風(fēng)險規(guī)避行為。一般認(rèn)為，當(dāng)企業(yè)實際績效低于期望績效，即存在績效期望逆差時，企業(yè)傾向于風(fēng)險偏好①Cyert R M, March, J G, "A behavior theory of the firm", Englewood Cliffs, NJ: Prentice Hall, 1963; Kahneman D,Tversky A, "Prospect theory: An analysis of decision under risk", Econometrica, 1979, 47(2), pp. 263-291；賀小剛、連燕玲、呂斐斐、葛菲：《消極反饋與企業(yè)家創(chuàng)新：基于民營上市公司的實證研究》，《南開管理評論》2016 年第3 期。，而當(dāng)企業(yè)實際績效高于期望績效，即存在績效期望順差時，企業(yè)則傾向于風(fēng)險規(guī)避①March J G, Shapira Z, "Managerial perspectives on risk and risk taking", Management Science, 1987, 33(11), pp.1404-1418; Miller K D, Chen W-R, "Variable organizational risk preferences: Tests of the March-Shapira Model", Academy of Management Journal, 2004, 47(1), pp.105-116.。但績效期望順差對企業(yè)風(fēng)險偏好的影響仍尚無定論，正向影響②鐘熙、宋鐵波、陳偉宏等：《經(jīng)營期望順差與企業(yè)商業(yè)腐敗行為》，《華東經(jīng)濟(jì)管理》2019 年第7 期。、負(fù)向影響③Miller K D, Chen W-R, "Variable organizational risk preferences: Tests of the March-Shapira Model.", Academy of Management Journal, 2004, 47(1), pp.105-116；張遠(yuǎn)飛，賀小剛，連燕玲：《“富則思安”嗎？——基于中國民營上市公司的實證分析》，《管理世界》2013 年第7 期；蔣艷，金思瑤：《業(yè)績期望順差，知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)與績優(yōu)企業(yè)創(chuàng)新》，《科技進(jìn)步與對策》2020 年第4 期。、U型影響④吳雨亭：《經(jīng)營期望順差與研發(fā)投入》，華南理工大學(xué)，2018 年。和倒U型影響⑤Ref O, Shapira Z, "Entering new markets: The effect of performance feedback near aspiration and well below and above it", Strategic Management Journal, 2017, 38(7), pp.1416-1434.多種爭論結(jié)果并存。

那么對于企業(yè)創(chuàng)新而言，當(dāng)面對績效期望順差時，企業(yè)是表現(xiàn)出“富則思安”的風(fēng)險規(guī)避傾向，還是“富而思進(jìn)”的風(fēng)險偏好傾向呢？又抑或兩者兼具？且無論是“富則思安”還是“富而思進(jìn)”，均建立在企業(yè)可以根據(jù)績效反饋及時調(diào)整自己的創(chuàng)新戰(zhàn)略的基礎(chǔ)上。對于成立年限較早的企業(yè)，由于更為正式的層級結(jié)構(gòu)而具有了較高的組織慣性，表現(xiàn)為組織結(jié)構(gòu)和戰(zhàn)略無法及時調(diào)整。那么對于這些年齡較大的企業(yè)而言，年齡引致的組織慣性是否會制約績效反饋對企業(yè)創(chuàng)新的作用？這兩個問題不僅是企業(yè)行為理論的重要理論主題，還是推進(jìn)戰(zhàn)略驅(qū)動戰(zhàn)略實施的重要現(xiàn)實課題。

鑒于此，本研究將從企業(yè)行為理論出發(fā)，厘清績效期望順差對企業(yè)創(chuàng)新的影響路徑，以及企業(yè)年齡對影響路徑可能存在的抑制作用。并基于2007—2018 年的A 股上市公司樣本進(jìn)行實證檢驗，以期在豐富企業(yè)行為理論的同時，為中國企業(yè)實施和政府引導(dǎo)可持續(xù)的創(chuàng)新驅(qū)動戰(zhàn)略提供實踐啟示。

二、理論基礎(chǔ)和研究假設(shè)

（一）企業(yè)行為理論

企業(yè)行為理論認(rèn)為，在有限理性的限制下，企業(yè)更多地依賴于過去的經(jīng)驗和組織慣例進(jìn)行決策⑥Simon H A, "A behavioral model of rational choice", The Quarterly Journal of Economics, 1955, 69(1), pp.99-118；Schwenk C R, "Cognitive simplification processes in strategic decision-making", Strategic Management Journal, 1984,5(2), pp. 111-128.，因此常被用于從實際績效和期望績效的差距視角，解釋和預(yù)測企業(yè)的風(fēng)險偏好或風(fēng)險規(guī)避行為⑦Cyert R M, March, J G, "A behavior theory of the firm", Englewood Cliffs, NJ: Prentice Hall, 1963; March J G, "Variable risk preferences and adaptive aspirations", Journal of Economic Behavior & Organization, 1988, 9(1), pp.5-24； Greve H R, "Performance, aspirations, and risky organizational change", Administrative Science Quarterly, 1998, 43(1), pp.58-86；Greve H R,"Organizational learning from performance feedback: A behavioral perspective on innovation and change by Henrich R. Greve", Cambridge University Press, 2003.。該理論認(rèn)為企業(yè)通過評估實際績效與期望績效的差距來決定后續(xù)的行為選擇，當(dāng)實際績效低于期望績效時，有限理性的管理者會將這種狀態(tài)界定為企業(yè)的損失狀態(tài)①March J G, Simon H A, "Organizations", New York: Wiley, 1958.，從而驅(qū)動管理者更高的風(fēng)險偏好以使企業(yè)績效回到期望水平之上②賀小剛、連燕玲、呂斐斐、葛菲：《消極反饋與企業(yè)家創(chuàng)新：基于民營上市公司的實證研究》，《南開管理評論》 2016 年第 3 期；Harris J D, Bromiley P, "Incentives to cheat: The influence of executive compensation and firm performance on financial misrepresentation", Organization Science, 2007, 18(3), pp.350-367; Kellermanns F W, Eddleston K A, Sarathy R,et al, "Innovativeness in family firms: A family influence perspective", Small Business Economics, 2012, 38(1), pp.85-101.；而當(dāng)實際績效高于期望績效時，企業(yè)則傾向于風(fēng)險規(guī)避③張遠(yuǎn)飛、賀小剛、連燕玲：《“富則思安”嗎？——基于中國民營上市公司的實證分析》，《管理世界》2013 年第7期；Lant T K, Milliken F J, Batra B, "The role of managerial learning and interpretation in strategic persistence and reorientation: An empirical exploration", Strategic Management Journal, 1992, 13(8), pp.585-608; 蔣艷、金思瑤：《業(yè)績期望順差、知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)與績優(yōu)企業(yè)創(chuàng)新》，《科技進(jìn)步與對策》2020 年第4 期。。由于成功率較低，企業(yè)創(chuàng)新常被視為一種風(fēng)險偏好行為④蔣艷、金思瑤：《業(yè)績期望順差、知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)與績優(yōu)企業(yè)創(chuàng)新》，《科技進(jìn)步與對策》2020 年第4 期。，因此企業(yè)行為理論可以用來深入剖析企業(yè)績效期望順差對企業(yè)創(chuàng)新的影響機制。

（二）研究假設(shè)

1.績效期望順差與企業(yè)創(chuàng)新

盡管已有研究證實，相較于實際績效略低于期望績效的企業(yè)，實際績效略高于期望績效的企業(yè)具有更高的風(fēng)險規(guī)避和更低的風(fēng)險偏好⑤March J G, Shapira Z, "Managerial perspectives on risk and risk taking", Management Science, 1987, 33(11), pp.1404-1418p; Miller K D, Chen W-R, "Variable organizational risk preferences: Tests of the March-Shapira Model", Academy of Management Journal, 2004, 47(1), pp.105-116; Bromiley P, "Testing a causal model of corporate risk taking and performance", Academy of Management Journal, 1991, 34(1), pp.37-59.。但對于實際績效高于期望績效的企業(yè)而言，其風(fēng)險規(guī)避和風(fēng)險偏好程度可能隨著期望績效順差的增加而有所不同，原因可以從高管自信、失敗風(fēng)險和資源冗余三種作用機制展開。

當(dāng)企業(yè)績效略高于期望績效時，高管自信、失敗風(fēng)險和資源冗余可能使得企業(yè)創(chuàng)新隨著期望順差的增加而降低。具體而言：其一，高管自信。當(dāng)績效期望順差較小時，隨著順差逐漸增加，管理者傾向于相信企業(yè)現(xiàn)有的經(jīng)營戰(zhàn)略是正確的，對現(xiàn)有的經(jīng)驗、經(jīng)營模式形成路徑依賴⑥賀小剛、連燕玲、呂斐斐、葛菲：《消極反饋與企業(yè)家創(chuàng)新:基于民營上市公司的實證研究》，《南開管理評論》，2016年第3 期。，進(jìn)而導(dǎo)致企業(yè)在面臨創(chuàng)新機會時，自信的高管受制于已有經(jīng)驗，依賴于現(xiàn)有戰(zhàn)略而忽視創(chuàng)新機會，表現(xiàn)出風(fēng)險規(guī)避的特征。其二，失敗風(fēng)險。盡管企業(yè)創(chuàng)新往往伴隨著較大的失敗風(fēng)險，當(dāng)存在績效期望順差時，為避免重新掉入績效逆差，仍然需要創(chuàng)新來保持績效的持續(xù)提升。當(dāng)績效順差較小時，企業(yè)需要較大程度的創(chuàng)新，但伴隨著順差的逐漸增大，企業(yè)只需要較小的創(chuàng)新便可以保證績效的穩(wěn)定增長，表現(xiàn)出風(fēng)險偏好逐漸降低，避免創(chuàng)新失敗使企業(yè)重新落入績效期望逆差⑦Wiseman R M, Bromiley P, "Toward a model of risk in declining organizations: An empirical examination of risk,performance and decline", Organization Science, 1996, 7(5), pp.524-543; Lant T K, Milliken F J, Batra B, "The role of managerial learning and interpretation in strategic persistence and reorientation: An empirical exploration", Strategic Management Journal, 1992, 13(8), pp. 585-608.。其三，資源冗余。當(dāng)績效期望順差較小時，企業(yè)資源冗余較少，且隨著順差的增加，穩(wěn)固現(xiàn)有經(jīng)營水平所需投入的資金和人力越來越多，導(dǎo)致冗余資源更多地被投入到現(xiàn)有經(jīng)營，而非創(chuàng)新的試錯中，降低了企業(yè)創(chuàng)新。

而當(dāng)績效期望順差進(jìn)一步擴(kuò)大到某一特定水平之后，高管自信、失敗風(fēng)險和資源冗余三種作用機制可能對企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)生截然相反的影響。其一，高管自信。企業(yè)績效遠(yuǎn)超期望水平可能使得高管過度自信甚至是自大，過度自信的高管傾向于高估自身的能力和創(chuàng)新行為的成功率，進(jìn)而進(jìn)行激進(jìn)的企業(yè)創(chuàng)新①Malmendier U, Tate G, "CEO overconfidence and corporate investment", Journal of Finance, 2005, 60(6), pp.2661-2700; Galasso A, Simcoe T S, "CEO overconfidence and innovation", Management Science, 2011, 57(8), pp.1469-1484；王山慧、王宗軍、田原：《管理者過度自信與企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新投入關(guān)系研究》，《科研管理》2013 年第5 期；林慧婷、王茂林：《管理者過度自信、創(chuàng)新投入與企業(yè)價值》，《經(jīng)濟(jì)管理》2014 年第11 期； Tang Y, Li J, Yang H, "What I see,what I do: How executive hubris affects firm innovation", Journal of Management, 2015, 41(6), pp. 1698-1723; Wang D, Sutherland D, Ning L, et al, "Exploring the influence of political connections and managerial overconfidence on R&D intensity in China's large-scale private sector firms", Technovation, 2018, 69, pp.40-53.。其二，失敗風(fēng)險。當(dāng)企業(yè)績效遠(yuǎn)高于期望水平，即便大規(guī)模的企業(yè)創(chuàng)新失敗，所導(dǎo)致的損失也難以讓企業(yè)掉落到績效逆差②Kahneman D, Tversky A, "Prospect theory: An analysis of decision under risk", Econometrica, 1979, 47(2),pp. 263-291.，企業(yè)的創(chuàng)新行為沒有了后顧之憂，企業(yè)會傾向更為激進(jìn)和更大規(guī)模的創(chuàng)新行為。其三，資源冗余。企業(yè)績效遠(yuǎn)高于期望績效時，企業(yè)經(jīng)營所需的資金和人力不會無限制增加，從而使得冗余資源逐漸積累，豐富的冗余資源為企業(yè)實施高風(fēng)險的創(chuàng)新戰(zhàn)略提供了資源支撐，促進(jìn)了企業(yè)創(chuàng)新③Maccrimmon K R, Wehrung D A, "Assessing risk propensity. Recent developments in the foundations of utility and risk theory", Springer Netherlands, 1986; Antonelli C, "A failure-inducement model of research and development expenditure:Italian evidence from the early 1980s", Journal of Economic Behavior & Organization, 1989, 12(2), pp.159-180; Wehrung D A, "Risk taking over gains and losses: A study of oil executives", Annals of Operations Research, 1989, 19(1), pp.115-139.。

綜上，隨著績效期望順差的逐漸增加，高管自信、失敗風(fēng)險和資源冗余對企業(yè)風(fēng)險偏好截然相反的作用機制，會使得企業(yè)創(chuàng)新先降低再增加。基于此，提出以下假設(shè)：

H1：績效期望順差對企業(yè)創(chuàng)新的影響為U 型，隨著績效期望順差的增加，績效期望順差先負(fù)向影響企業(yè)創(chuàng)新，后正向影響企業(yè)創(chuàng)新。

2.企業(yè)年齡的調(diào)節(jié)作用

面對同一水平的績效期望順差，年輕的企業(yè)和年老的企業(yè)可能具有不同水平的風(fēng)險偏好，原因可能來自于企業(yè)年齡引致的組織慣性和管理者慣性。其一，組織慣性。組織生態(tài)學(xué)表明，年老的企業(yè)具有更高水平的可再現(xiàn)性，由于存在更為正式的層級結(jié)構(gòu)、更大的規(guī)模，而具有更高水平的組織慣性④Hannan M T, Freeman J, "The population ecology of organizations", American Journal of Sociology, 1977, 82(5), pp.929-964；Le Mens G, Hannan M T, Polos L, "Age-related structural inertia: A distance-based approach", Organization Science, 2015, 26(3), pp.756-773.。相較而言，年輕的企業(yè)由于成立年限較短，企業(yè)經(jīng)營更多依賴于與新客戶的合作，企業(yè)之間的信任和長期關(guān)系需要時間來建立，企業(yè)經(jīng)營慣例同樣需要時間來積累，這使得年輕的企業(yè)具有更低水平的組織慣性。其二，管理者慣性。相較于年輕企業(yè)，穩(wěn)定運營的年老企業(yè)的員工需要更長時間才可以晉升至高管團(tuán)隊，由此導(dǎo)致高管團(tuán)隊的平均年齡也可能更高。相較于年輕的管理者，年老的管理者由于體力和精力有限、更偏好穩(wěn)定的工作環(huán)境，具有更低的風(fēng)險偏好①Carlsson D, Karlsson K, "Age, cohorts and the generation of generations", American Sociological Review, 1970,35(4), pp.710-718; Child J, "Managerial and organizational factors associated with company performance", Journal of Management Study, 1974, 11(3), pp.175-189.。

因此，由于組織慣性和管理者慣性的存在，當(dāng)績效期望順差處于較低水平時，即便高管自信、失敗風(fēng)險和資源冗余促使企業(yè)降低創(chuàng)新投入，但老企業(yè)也可能需要更長的時間來重新評價和調(diào)整現(xiàn)有的創(chuàng)新戰(zhàn)略，年齡帶來的高管團(tuán)隊的慣性也使得企業(yè)更傾向于保持現(xiàn)有創(chuàng)新戰(zhàn)略的穩(wěn)定性，從而導(dǎo)致隨著績效期望順差的增大，相對于年輕的企業(yè)，年齡較大企業(yè)的創(chuàng)新水平降低得更慢。當(dāng)績效期望順差處于較高水平時，績效期望順差帶來的高管自信、失敗風(fēng)險和資源冗余促發(fā)企業(yè)更為激進(jìn)的創(chuàng)新。但老企業(yè)帶來的組織慣性和管理者慣性不僅可能導(dǎo)致企業(yè)無法及時識別創(chuàng)新機會，需要更長的時間來制定新的創(chuàng)新方案、創(chuàng)建新的創(chuàng)新團(tuán)隊和實施創(chuàng)新戰(zhàn)略，也可能導(dǎo)致管理者的風(fēng)險規(guī)避而不能有效地進(jìn)行創(chuàng)新、甚至抵觸創(chuàng)新，從而造成企業(yè)錯失創(chuàng)新機會而被迫降低企業(yè)創(chuàng)新水平。最終造成隨著績效期望順差的增大，相對于年輕的企業(yè)，年齡較大企業(yè)的創(chuàng)新水平上升得也更慢。

綜上，即便企業(yè)出現(xiàn)績效期望順差，企業(yè)年齡所帶來的組織慣性和管理者慣性，可能導(dǎo)致企業(yè)無法及時調(diào)整創(chuàng)新戰(zhàn)略?；诖?，提出以下假設(shè)：

H2：企業(yè)年齡負(fù)向調(diào)節(jié)績效期望順差和企業(yè)創(chuàng)新的U 型關(guān)系，相較于年齡較小的企業(yè)，年齡較大企業(yè)的績效期望順差和企業(yè)創(chuàng)新的U 型關(guān)系更為平緩。

三、研究設(shè)計

（一）樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文使用A 股主板2007-2018 年的上市公司為研究樣本，檢驗績效期望順差對企業(yè)創(chuàng)新的影響。通過刪除金融類上市公司、關(guān)鍵變量缺失的樣本、ST 類樣本，共得到包括3511 家上市公司的24791個觀察值的非均衡面板數(shù)據(jù)。本文所使用的上市公司數(shù)據(jù)均來自于國泰安數(shù)據(jù)庫（CSMAR）。

（二）變量定義

1.因變量

本文的因變量為企業(yè)創(chuàng)新，企業(yè)創(chuàng)新最具代表性的測量方式可以分為創(chuàng)新產(chǎn)出和創(chuàng)新投入兩種類型。鑒于專利申請、專利獲批、新產(chǎn)品銷售等創(chuàng)新產(chǎn)出相較于創(chuàng)新投入決策的滯后性，可能無法準(zhǔn)確反映績效反饋的即時影響，因此本文使用創(chuàng)新投入來測量企業(yè)創(chuàng)新，具體借鑒余明桂等②余明桂、范蕊、鐘慧潔：《中國產(chǎn)業(yè)政策與企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新》，《中國工業(yè)經(jīng)濟(jì)》2016 年第12 期。、李溪等③李溪、鄭馨、張建琦：《制造企業(yè)的業(yè)績困境會促進(jìn)創(chuàng)新嗎——基于期望落差維度拓展的分析》，《中國工業(yè)經(jīng)濟(jì)》2018 年第 8 期。、蔣艷和金思瑤④蔣艷、金思瑤：《業(yè)績期望順差、知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)與績優(yōu)企業(yè)創(chuàng)新》，《科技進(jìn)步與對策》2020 年第4 期。的研究，使用研發(fā)支出和營業(yè)收入的比值測量企業(yè)創(chuàng)新，對于未披露研發(fā)支出的樣本，賦值為0。

2.自變量

本文的自變量為績效期望順差，基于資產(chǎn)收益率（ROA），借鑒Bromiley①Bromiley P, "Testing a causal model of corporate risk taking and performance", Academy of Management Journal, 1991,34(1), pp.37-59.、Baum et al.②Baum J A C, Rowley T J, Shipilov A V, Chuang Y T, "Dancing with strangers: Aspiration performance and the search for underwriting syndicate partners", Administrative Science Quarterly, 2005, 50(4), pp.536-575.、連燕玲等③連燕玲、賀小剛、高皓：《業(yè)績期望差距與企業(yè)戰(zhàn)略調(diào)整——基于中國上市公司的實證研究》，《管理世界》2014 年第11 期。的研究，使用實際績差值計算績效期望順差。歷史期望方式的計算公式為表權(quán)重，取值范圍為[0,1]，本文取值0.75。企業(yè)期望績效差距績效期望順差設(shè)置企業(yè)期望績效差距大于0 時，設(shè)

調(diào)節(jié)變量為企業(yè)年齡，使用企業(yè)IPO 日期到報告日之間的天數(shù)與365 的商表示，這一算法相較于使用整數(shù)，可以更為精細(xì)地測量企業(yè)年齡。

3.控制變量

為避免可能存在的變量遺漏導(dǎo)致的內(nèi)生性問題，除引入了企業(yè)規(guī)模、國有企業(yè)、董事長總經(jīng)理兼任、股權(quán)集中度、所有權(quán)和經(jīng)營權(quán)分離率、組織冗余、行業(yè)豐裕度、行業(yè)動態(tài)性和行業(yè)集中度等被已有研究驗證的可能影響企業(yè)創(chuàng)新的控制變量之外，模型還控制了行業(yè)效應(yīng)、省份效應(yīng)和年份效應(yīng)。除此之外，還控制了績效期望逆差，與績效期望順差一起引入回歸模型，企業(yè)績效期望逆差為企業(yè)期望績效差距小于0 時，設(shè)

本文所使用的變量定義和測量方式具體見表1。

（三）模型設(shè)定

Hausman 檢驗結(jié)果拒絕隨機效應(yīng)模型的原假設(shè)，因此本文將使用固定效應(yīng)模型檢驗績效期望順差對企業(yè)創(chuàng)新的非線性影響和企業(yè)年齡的調(diào)節(jié)效應(yīng)。為避免互為因果導(dǎo)致的內(nèi)生性問題，所有模型的因變量均做了滯后一期處理。回歸模型如下所示：

其中，模型（1）用來檢驗績效期望順差對企業(yè)創(chuàng)新的非線性影響，模型（2）用來檢驗企業(yè)年齡的調(diào)節(jié)效應(yīng)。

四、實證分析結(jié)果

（一）描述性統(tǒng)計

由表1 變量的描述性統(tǒng)計可知，企業(yè)創(chuàng)新的均值為2.8202，標(biāo)準(zhǔn)差為3.9920，高于均值，說明上市公司之間的研發(fā)強度存在較大差異；績效期望順差的均值為0.0140，標(biāo)準(zhǔn)差為0.0376，同樣在不同上市公司之間呈現(xiàn)出較大的差異性。自變量、調(diào)節(jié)變量和控制變量之間的相關(guān)系數(shù)最高為0.3931（限于篇幅，相關(guān)性系數(shù)未列出），且整合模型中各個變量的方差膨脹因子（VIF）的值在1.05-1.73 之間，均值為1.26，遠(yuǎn)小于臨界值10，因此回歸模型不太可能出現(xiàn)多重共線性問題。

表1 變量定義

（二）實證分析

本文使用面板數(shù)據(jù)固定效應(yīng)模型進(jìn)行了回歸分析。為了緩解異常值對回歸結(jié)果的影響，對所有連續(xù)變量進(jìn)行了1%和99%的縮尾處理。考慮到異方差的因素，回歸結(jié)果均按公司進(jìn)行聚類，具體的回歸結(jié)果見表2。

模型（1）僅引入了控制變量，結(jié)果顯示組織冗余、行業(yè)豐裕度和行業(yè)集中度均顯著影響企業(yè)創(chuàng)新，說明企業(yè)創(chuàng)新受到企業(yè)內(nèi)部因素和外部行業(yè)環(huán)境的雙重影響。模型（2）引入了自變量的一次項，結(jié)果顯示績效期望順差的回歸系數(shù)為-1.2348，且在0.05 的水平上顯著，這一結(jié)果與已有研究一致①蔣艷、金思瑤：《業(yè)績期望順差、知識產(chǎn)權(quán)保護(hù)與績優(yōu)企業(yè)創(chuàng)新》，《科技進(jìn)步與對策》2020 年第4 期。，說明企業(yè)實際績效高于期望績效的程度越高，企業(yè)越不傾向于進(jìn)行創(chuàng)新。

模型（3）進(jìn)一步引入了績效期望順差的二次項，回歸結(jié)果顯示績效期望順差一次項的回歸系數(shù)為-4.5867，二次項的回歸系數(shù)為16.8152，且均在0.001 的水平上顯著，說明績效期望順差對企業(yè)創(chuàng)新的影響呈現(xiàn)出先負(fù)向后正向的U 型，假設(shè)1 得到了驗證。

模型（4）引入了企業(yè)年齡和績效期望順差一次項和二次項的乘積項，回歸結(jié)果顯示企業(yè)年齡和績效期望順差一次項的回歸系數(shù)為0.7466，與模型（3）中績效期望順差一次項的回歸系數(shù)符號相反，企業(yè)年齡和績效期望順差二次項的回歸系數(shù)為-3.6854，與模型（3）中績效期望順差二次項的回歸系數(shù)符號相反，且均在0.001 的水平上顯著。這一結(jié)果說明，相較于年齡較大的企業(yè)，對年齡較小的企業(yè)而言，績效期望順差和企業(yè)創(chuàng)新之間的U 型關(guān)系更為陡峭，驗證了假設(shè)2。

表2 回歸結(jié)果

（三）穩(wěn)健性檢驗

本文使用了三種方法進(jìn)行了穩(wěn)健性檢驗。其一，替代自變量的測量方式。基于ROA，將 取值0.5計算績效期望順差。其二，使用子樣本進(jìn)行回歸檢驗。依據(jù)上市公司所屬的證券交易所，將上市公司劃分為上海證券交易所和深圳證券交易所兩個子樣本。其三，使用Heckman 兩步法控制樣本選擇性偏差。由于37.84%的觀察值未披露研發(fā)支出信息，單獨使用披露該信息的樣本或?qū)⑽磁对撔畔⒌挠^察值賦值為0，可能導(dǎo)致樣本選擇性偏差問題，進(jìn)而使得研究結(jié)果不能反映企業(yè)真實的創(chuàng)新行為。鑒于此，本部分使用Heckman 兩步法，首先以是否披露創(chuàng)新支出信息作為因變量，通過Probit 樣本選擇模型構(gòu)建逆米爾斯比率（inverse mills ratio, IMR），其次將逆米爾斯比率作為控制變量引入第二步的回歸模型。三種穩(wěn)健性檢驗的結(jié)果如表3 所示，績效期望差距對企業(yè)創(chuàng)新的U 型影響和企業(yè)年齡的調(diào)節(jié)效應(yīng)均保持穩(wěn)健。

表3 穩(wěn)健性檢驗結(jié)果

注： ***表示在0.001 水平上顯著，**表示在0.01 水平上顯著；*表示在0.05 水平上顯著，?表示在0.1 水平上顯著。

五、結(jié)論和討論

在創(chuàng)新驅(qū)動戰(zhàn)略日益成為企業(yè)發(fā)展甚至是社會生產(chǎn)力和綜合國力提升重要支撐的背景下，本文探討了績效期望順差對企業(yè)創(chuàng)新的影響，以及企業(yè)年齡的調(diào)節(jié)作用。研究發(fā)現(xiàn)：（1）由于高管自信、失敗風(fēng)險和冗余資源三種機制在績效期望順差不同水平上截然不同的作用，績效期望順差對企業(yè)創(chuàng)新的影響為U 型，即隨著績效期望順差的逐漸增加，績效期望順差先負(fù)向影響企業(yè)創(chuàng)新，后正向影響企業(yè)創(chuàng)新；（2）由于存在組織慣性和管理者慣性，企業(yè)年齡負(fù)向調(diào)節(jié)績效期望順差和企業(yè)創(chuàng)新的U 型關(guān)系，即相較于年齡較小的企業(yè)，年齡較大企業(yè)的績效期望順差和企業(yè)創(chuàng)新的U 型關(guān)系更為平緩。

研究結(jié)果不僅有利于從企業(yè)績效反饋視角系統(tǒng)剖析企業(yè)創(chuàng)新的動機，還對企業(yè)和政府部門具有一定的實踐啟示。對于企業(yè)而言，當(dāng)面對創(chuàng)新戰(zhàn)略調(diào)整機會時，企業(yè)年齡帶來的慣性會限制企業(yè)行為，導(dǎo)致企業(yè)無法及時調(diào)整創(chuàng)新戰(zhàn)略。因此，企業(yè)一方面可以嘗試通過實時監(jiān)控創(chuàng)新機會、評價企業(yè)現(xiàn)有創(chuàng)新戰(zhàn)略來提升響應(yīng)速率，為調(diào)整創(chuàng)新戰(zhàn)略創(chuàng)造時間；另一方面可以通過不斷優(yōu)化高管團(tuán)隊年齡多樣性，克服組織慣性；除此之外，戰(zhàn)略聯(lián)盟被證明可以有效提升企業(yè)創(chuàng)新①吳松強、黃盼盼、曹新雨：《企業(yè)關(guān)系資本、知識共享與企業(yè)創(chuàng)新能力——基于先進(jìn)制造業(yè)產(chǎn)業(yè)技術(shù)聯(lián)盟的實證研究》，《科學(xué)管理研究》2021 年第 1 期。，因此企業(yè)還可以與年輕的企業(yè)建立創(chuàng)新聯(lián)盟，通過自身的資金實力和年輕企業(yè)靈活性的互補，把握創(chuàng)新機會。對于政府而言，如何解決企業(yè)創(chuàng)新的后顧之憂則成為激勵企業(yè)創(chuàng)新的關(guān)鍵。對于實際績效略高于期望績效的企業(yè)而言，政府可以通過政府補貼②蘇屹、林雨儂：《政府補貼對新能源企業(yè)R&D 投入影響研究》，《科學(xué)管理研究》2021 年第1 期。、無息貸款等方式，激勵企業(yè)積極創(chuàng)新。

相較于已有研究，本文的理論貢獻(xiàn)在于：（1）系統(tǒng)梳理了績效期望順差對企業(yè)創(chuàng)新的作用路徑。從高管自信、失敗風(fēng)險和冗余資源三種作用機制在績效略高于期望和績效遠(yuǎn)高于期望下截然不同的作用，更為清晰地剖析了績效期望順差對企業(yè)創(chuàng)新的作用路徑。（2）驗證了績效期望順差和企業(yè)創(chuàng)新的U 型關(guān)系。相較于已有研究發(fā)現(xiàn)的績效期望順差對企業(yè)風(fēng)險偏好的正向或負(fù)向的線性影響，本文發(fā)現(xiàn)正向影響和負(fù)向影響可以同時存在，這一非線性關(guān)系的驗證豐富了企業(yè)行為理論。（3）控制了選擇性偏差問題。由于企業(yè)創(chuàng)新投入存在缺失值，即部分企業(yè)未披露創(chuàng)新投入，由此造成的選擇性偏差可能嚴(yán)重影響數(shù)據(jù)結(jié)果，相較于已有研究直接將缺失值賦值為0 或者刪除觀察值的處理方式，本文在穩(wěn)健性檢驗部分基于Heckman 兩步法控制了可能存在的選擇性偏差問題。

當(dāng)然，本文還存在一定的不足。在探討企業(yè)年齡的調(diào)節(jié)效應(yīng)時，從組織慣性和管理者慣性角度出發(fā)，但并未直接測量組織慣性和管理者慣性，鑒于組織慣性包括文化慣性、認(rèn)知慣性、知識慣性、資源慣性等豐富的內(nèi)涵，未來研究可以進(jìn)一步通過問卷調(diào)查等方式直接測量組織慣性和管理者慣性，挖掘組織慣性及其不同維度對績效期望順差和企業(yè)創(chuàng)新的調(diào)節(jié)作用。另外，企業(yè)以歷史期望和行業(yè)期望所形成的績效期望差距可能對企業(yè)風(fēng)險偏好存在復(fù)雜的交互影響，未來研究可以基于行業(yè)期望測量績效期望順差，來檢驗這一可能性。