差異化戰(zhàn)略與企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展
——內(nèi)控機(jī)制的風(fēng)險(xiǎn)應(yīng)對及閾值管理

趙 燕，梁 中

（1.安徽財(cái)經(jīng)大學(xué)會計(jì)學(xué)院，安徽 蚌埠 233030；2.安徽財(cái)經(jīng)大學(xué)工商管理學(xué)院，安徽 蚌埠 233030）

一、引言

提高制造業(yè)全要素生產(chǎn)率水平是加快產(chǎn)業(yè)升級，實(shí)現(xiàn)我國經(jīng)濟(jì)向高質(zhì)量發(fā)展轉(zhuǎn)變的必由之路。然而，近年來我國制造業(yè)全要素生產(chǎn)率總體增速放緩，甚至呈現(xiàn)出震蕩波動下行的態(tài)勢[1-2]。引導(dǎo)并發(fā)揮微觀企業(yè)戰(zhàn)略轉(zhuǎn)型的主體責(zé)任，實(shí)現(xiàn)企業(yè)提質(zhì)增效與國家頂層戰(zhàn)略制度的協(xié)同跟進(jìn)，是當(dāng)前突破產(chǎn)業(yè)生存壓力、化解不確定風(fēng)險(xiǎn)挑戰(zhàn)的關(guān)鍵所在。

全要素生產(chǎn)率通常被作為衡量企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的代理變量，可分解為技術(shù)進(jìn)步率、管理效率與資源配置效率[3]?，F(xiàn)有文獻(xiàn)從企業(yè)內(nèi)外要素層面對提升全要素生產(chǎn)率的影響效果進(jìn)行了廣泛論證：一是從國家相關(guān)產(chǎn)業(yè)政策、市場環(huán)境等方面切入，分析政策的實(shí)施后果，但結(jié)論各異[4-6]；二是挖掘企業(yè)內(nèi)部要素，從股權(quán)結(jié)構(gòu)、激勵(lì)機(jī)制、創(chuàng)新模式、金融化水平等多方面對全要素生產(chǎn)率失速現(xiàn)象進(jìn)行解讀[7-10]。有一些學(xué)者注意到，部分企業(yè)的決策行為與國家經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展要求不一致，仍以短期財(cái)務(wù)績效和利潤為中心，甚至出現(xiàn)了機(jī)會主義行為[11]。鮮有文獻(xiàn)從差異化戰(zhàn)略決策角度對該問題進(jìn)行剖析，或從內(nèi)部風(fēng)險(xiǎn)管理制度層面進(jìn)行考察。

戰(zhàn)略是組織從全局對未來長期發(fā)展做出的整體規(guī)劃。受競爭環(huán)境、要素資源和制造成本限制，差異化戰(zhàn)略越來越受到企業(yè)重視：一方面，不同的戰(zhàn)略定位會帶來競爭手段、資源配置、戰(zhàn)略績效與風(fēng)險(xiǎn)差異[12-13]，其創(chuàng)新行為[14]、市場表現(xiàn)[15]、經(jīng)濟(jì)后果等都會出現(xiàn)較大區(qū)別[16-17]；另一方面，極端戰(zhàn)略的選擇風(fēng)險(xiǎn)也隨之產(chǎn)生。制度戰(zhàn)略理論將戰(zhàn)略風(fēng)險(xiǎn)視為制度、合法性、制度邏輯的場域所引發(fā)的決策風(fēng)險(xiǎn)[18]，而復(fù)雜動蕩的外部環(huán)境急劇壓縮了企業(yè)競爭優(yōu)勢的可持續(xù)時(shí)間，組織慣性在一定程度上還會導(dǎo)致其戰(zhàn)略行為的固化[19]。組織戰(zhàn)略選擇和內(nèi)部管理水平等要素的耦合及疊變都會增大企業(yè)戰(zhàn)略決策與戰(zhàn)略績效的不確定性。因此，從差異化戰(zhàn)略決策的角度詮釋制造業(yè)全要素生產(chǎn)率呈現(xiàn)黏性的原因，對企業(yè)戰(zhàn)略風(fēng)險(xiǎn)進(jìn)行整體和動態(tài)管控變得尤為重要。

內(nèi)部控制系統(tǒng)是以企業(yè)戰(zhàn)略風(fēng)險(xiǎn)管理為重要指向的管理機(jī)制[20]，為國家現(xiàn)代化治理提供重要的制度支撐。全美反舞弊性財(cái)務(wù)報(bào)告委員會發(fā)起組織（The Committee of Sponsoring Organizations of the Treadway Commission ，COSO）規(guī)定，審計(jì)師需要審核企業(yè)戰(zhàn)略風(fēng)險(xiǎn)并及時(shí)向投資者公布。近期，國外文獻(xiàn)大多關(guān)注企業(yè)戰(zhàn)略類別對內(nèi)控系統(tǒng)的影響、能否被審計(jì)師捕捉以及是否具有風(fēng)險(xiǎn)管理及糾錯(cuò)功能等[21-22]問題。而國內(nèi)學(xué)者關(guān)注的重點(diǎn)是內(nèi)控機(jī)制能否履行對戰(zhàn)略實(shí)施的保障職能[23-24]。有學(xué)者發(fā)現(xiàn)，內(nèi)控機(jī)制可以削弱戰(zhàn)略差異度實(shí)施過程中的負(fù)面影響[25]。內(nèi)控的另一個(gè)重要作用是識別戰(zhàn)略決策與整體目標(biāo)的偏離，及時(shí)反饋并矯正戰(zhàn)略決策的負(fù)面效果，特別是實(shí)現(xiàn)對風(fēng)險(xiǎn)閾值和長效風(fēng)險(xiǎn)的管控，現(xiàn)有文獻(xiàn)尚未對此問題展開探討。2018年，我國國家審計(jì)署首次強(qiáng)制要求對企業(yè)發(fā)展規(guī)劃、戰(zhàn)略決策、重大措施以及年度業(yè)務(wù)計(jì)劃執(zhí)行情況進(jìn)行審計(jì)。因此，深入探索具有更積極的現(xiàn)實(shí)意義。

本文以2011—2020年我國滬深兩市A股制造業(yè)上市公司為樣本，擬構(gòu)建一個(gè)從整體效應(yīng)到區(qū)間特征、短期與長期時(shí)效的多維度研究框架，逐一探尋企業(yè)戰(zhàn)略差異度對高質(zhì)量發(fā)展的影響及作用機(jī)制，檢驗(yàn)內(nèi)部控制系統(tǒng)在應(yīng)對戰(zhàn)略風(fēng)險(xiǎn)時(shí)的閾值管控、矯正及回調(diào)功能。借由實(shí)證分析結(jié)果豐富戰(zhàn)略風(fēng)險(xiǎn)管理理論研究，為企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展和風(fēng)險(xiǎn)防范提供參考。

二、理論分析與研究假設(shè)

（一）戰(zhàn)略差異度與高質(zhì)量發(fā)展

現(xiàn)代經(jīng)濟(jì)增長理論認(rèn)為，技術(shù)進(jìn)步與資源配置效率是促進(jìn)企業(yè)全要素生產(chǎn)率提升的重要渠道[26-27]，也是我國實(shí)現(xiàn)高質(zhì)量發(fā)展的新動能。盡管企業(yè)戰(zhàn)略轉(zhuǎn)型與全要素生產(chǎn)率休戚相關(guān)，但有關(guān)二者關(guān)系的探討卻相對匱乏，大量實(shí)證偏重于對戰(zhàn)略差異度經(jīng)濟(jì)后果及企業(yè)行為的檢測。學(xué)者發(fā)現(xiàn)，戰(zhàn)略差異度與研發(fā)投入之間存在倒U 型關(guān)系[28]，戰(zhàn)略差異度過大會產(chǎn)生極端的經(jīng)營績效[29]；過于激進(jìn)的戰(zhàn)略決策會使企業(yè)違約風(fēng)險(xiǎn)加大與資本成本上升[30]、資本結(jié)構(gòu)調(diào)整速度減慢及運(yùn)營效率降低[31]、融資約束和盈余管理程度增加[17]，并引發(fā)過度投資[32]等負(fù)面行為。事實(shí)上，這些研究所涉及的多數(shù)變量是構(gòu)成戰(zhàn)略決策核心資源的基礎(chǔ)，它們同樣也是影響全要素生產(chǎn)率的前置因素。因此，本文推測：既然戰(zhàn)略差異度會造成不同方向的極端經(jīng)濟(jì)后果和企業(yè)行為，那么它與全要素生產(chǎn)率之間的關(guān)系也難以呈現(xiàn)單一的線性狀態(tài)，兩者間可能存在閾值。

差異化戰(zhàn)略是波特[33]競爭戰(zhàn)略理論中的重要模式，數(shù)十年來一直備受推崇。在超額收益和成本壓力的雙重驅(qū)動下，為了趕超行業(yè)競爭者，快速搶占市場先機(jī)，企業(yè)傾向于選擇差異化戰(zhàn)略。實(shí)踐證明，適度合理的戰(zhàn)略差異可以幫助企業(yè)利用自身特殊資源優(yōu)勢，擺脫行業(yè)盲從帶來的同質(zhì)化競爭，降低經(jīng)營風(fēng)險(xiǎn)，提升經(jīng)濟(jì)效益，充實(shí)資源積累，提高企業(yè)核心競爭力。出于對競爭資源的渴望，一些企業(yè)會激發(fā)創(chuàng)新潛力、加大研發(fā)力度并提升技術(shù)能力。新工藝、新產(chǎn)品和新市場的快速布局有助于吸引更多外部資源。另外，相較內(nèi)化于企業(yè)個(gè)體邏輯的主動探尋，在高質(zhì)量發(fā)展國家戰(zhàn)略的主導(dǎo)邏輯下，“合法性”的制度壓力也會促使企業(yè)在一定程度上承擔(dān)轉(zhuǎn)型升級的社會責(zé)任?？傊?，要素資源流動的加快、資源配置效率的提升、主體責(zé)任意識的增強(qiáng)都可能對企業(yè)全要素生產(chǎn)率水平的提高帶來正向影響。

但不容忽視的問題是，企業(yè)由眾多利益相關(guān)者組成，不同的制度邏輯、相互沖突的目標(biāo)以及控制工具的缺失[34]都可能引發(fā)組織戰(zhàn)略與國家邏輯相背離。在行業(yè)績效及歷史績效期望落差誘因下[35]，管理者考慮較多的是生存風(fēng)險(xiǎn)和短期效益，而非質(zhì)量變革、效率變革和動力變革。由于缺少可供借鑒的行業(yè)經(jīng)驗(yàn)，選擇激進(jìn)戰(zhàn)略決策的企業(yè)需要更多的資金支持及信用背書。若過度投資與其業(yè)務(wù)、基礎(chǔ)能力不相匹配的項(xiàng)目，會加劇資源耗散，增加融資難度，加大收益與風(fēng)險(xiǎn)的不確定性[36]。再者，受過去粗放型發(fā)展方式和技術(shù)能力不足的掣肘，許多高新技術(shù)很難突破某些西方國家的技術(shù)封鎖和“死亡之谷”的阻斷，專利技術(shù)難以在短時(shí)間內(nèi)轉(zhuǎn)化為生產(chǎn)力。因此，為規(guī)避創(chuàng)新風(fēng)險(xiǎn)，盡快實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)效益，戰(zhàn)略差異度過大的企業(yè)對創(chuàng)新活動會持消極態(tài)度?，F(xiàn)有文獻(xiàn)表明，戰(zhàn)略差異度較大的企業(yè)，其代理問題也較為嚴(yán)重[37]。伴隨著違約風(fēng)險(xiǎn)和盈余管理程度增加，更易引發(fā)外部監(jiān)管強(qiáng)化和利益相關(guān)者質(zhì)疑，使組織失去戰(zhàn)略自信。效益下滑、成本上升、融資約束和組織慣性等多重因素都不利于組織繼續(xù)搜尋差異化的競爭優(yōu)勢，會限制全要素生產(chǎn)率的提升空間與持續(xù)性。據(jù)此，本文提出第一個(gè)假設(shè)。

H1：企業(yè)戰(zhàn)略差異度與全要素生產(chǎn)率之間呈非線性關(guān)系。全要素生產(chǎn)率會隨著戰(zhàn)略差異度的增大而提高；戰(zhàn)略差異度超過閾值后，會抑制全要素生產(chǎn)率的增大。

（二）內(nèi)部控制的調(diào)節(jié)作用

戰(zhàn)略風(fēng)險(xiǎn)是現(xiàn)代戰(zhàn)略管理的核心內(nèi)容。該理論認(rèn)為，決策者的有限理性和認(rèn)知差異、組織場域內(nèi)外多元制度的邏輯共存，都會給戰(zhàn)略選擇與實(shí)施帶來較大不確定性[38]?；飧鞣N戰(zhàn)略風(fēng)險(xiǎn)，需要通過設(shè)置制度、建立或轉(zhuǎn)化主導(dǎo)邏輯的方式對組織行為產(chǎn)生影響[39]。而企業(yè)內(nèi)部控制系統(tǒng)正是集戰(zhàn)略導(dǎo)向、風(fēng)險(xiǎn)控制和企業(yè)價(jià)值提升于一體的，它不僅是溝通而且是約束協(xié)同企業(yè)內(nèi)外場域邏輯的重要制度資源。擁有高質(zhì)量內(nèi)控的企業(yè)，能夠依循控制原則和多種制衡機(jī)制有效調(diào)節(jié)戰(zhàn)略差異度與全要素生產(chǎn)率兩者之間的關(guān)系。

從制度目標(biāo)來看，《企業(yè)內(nèi)部控制基本規(guī)范》（財(cái)會〔2008〕7 號）及企業(yè)內(nèi)部控制配套指引闡明了內(nèi)部控制系統(tǒng)的最高任務(wù)是戰(zhàn)略管理，要求企業(yè)在戰(zhàn)略制定過程中關(guān)注戰(zhàn)略穩(wěn)定性，企業(yè)內(nèi)外環(huán)境特點(diǎn)、變化及訴求。高質(zhì)量的內(nèi)部控制機(jī)制可以協(xié)助企業(yè)主導(dǎo)邏輯的戰(zhàn)略指向與國家邏輯趨于一致。一方面，當(dāng)差異化的戰(zhàn)略決策與全要素生產(chǎn)率同向（小于風(fēng)險(xiǎn)閾值）時(shí)，高水平的內(nèi)控系統(tǒng)可以將風(fēng)險(xiǎn)控制在同持續(xù)發(fā)展和實(shí)現(xiàn)企業(yè)價(jià)值相適應(yīng)的合理水平。這有助于促使企業(yè)凝聚共識、加大創(chuàng)新研發(fā)投入、提高對創(chuàng)新失敗的容忍度[40]，穩(wěn)步推進(jìn)項(xiàng)目投資與建設(shè)，提升資源配置效率，從而有利于戰(zhàn)略決策的經(jīng)濟(jì)性與社會性相呼應(yīng)，順應(yīng)企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的國家戰(zhàn)略要求[41]。另一方面，當(dāng)激進(jìn)的戰(zhàn)略差異度與全要素生產(chǎn)率背離（大于風(fēng)險(xiǎn)閾值）時(shí)，企業(yè)的組織結(jié)構(gòu)、業(yè)務(wù)模式和管理體系等積累了較高的風(fēng)險(xiǎn)。高水平內(nèi)控系統(tǒng)的風(fēng)險(xiǎn)監(jiān)控、評估機(jī)制、信息反饋溝通等制度體系較為完善，可以通過有效的控制措施約束代理成本、降低生產(chǎn)成本、限制風(fēng)險(xiǎn)較大的項(xiàng)目投資等，提高戰(zhàn)略決策的適應(yīng)性，減小戰(zhàn)略決策的破壞速度與強(qiáng)度[42]，進(jìn)而增強(qiáng)企業(yè)經(jīng)營的安全性，避免戰(zhàn)略失控。與此同時(shí)，制度的合法性與剛性會進(jìn)一步內(nèi)化為組織慣例與企業(yè)行為規(guī)范。在戰(zhàn)略實(shí)施過程中，優(yōu)質(zhì)穩(wěn)定的內(nèi)控系統(tǒng)能夠減少組織達(dá)成戰(zhàn)略共識與協(xié)同的阻力，縮短激進(jìn)戰(zhàn)略風(fēng)險(xiǎn)的持續(xù)時(shí)間，為戰(zhàn)略調(diào)整提供制度保障。

從外部資源獲取來看，企業(yè)內(nèi)部控制報(bào)告呈現(xiàn)出決策價(jià)值的擴(kuò)散效應(yīng)。當(dāng)報(bào)告發(fā)布關(guān)于企業(yè)戰(zhàn)略決策與國家頂層戰(zhàn)略邏輯融合嵌入的信息時(shí)，意味著企業(yè)有機(jī)會獲得較多的政策支持。此外，經(jīng)過制度審計(jì)與社會評估而被認(rèn)可的高質(zhì)量內(nèi)部控制企業(yè)，具有很強(qiáng)的正面信號傳遞效應(yīng)，能夠讓投資者和其他利益相關(guān)者了解資本投入的風(fēng)險(xiǎn)及保障，提高投資者預(yù)期。倪靜潔等[43]在研究內(nèi)部控制缺陷的重述報(bào)告時(shí)發(fā)現(xiàn)，一些出現(xiàn)過重大內(nèi)控缺陷的企業(yè)，在披露修復(fù)后的內(nèi)控報(bào)告后仍可獲得資本市場的青睞。資本市場的支持與激勵(lì)可在提高企業(yè)市場價(jià)值的同時(shí)，從資金和精神層面反哺企業(yè)的創(chuàng)新投入與產(chǎn)出，有利于企業(yè)轉(zhuǎn)型升級。

基于以上分析，可以看出內(nèi)部控制機(jī)制可以雙向調(diào)節(jié)企業(yè)戰(zhàn)略決策與全要素生產(chǎn)率的關(guān)系，提高戰(zhàn)略決策的適應(yīng)性，減小它的破壞強(qiáng)度與速度。據(jù)此，本文提出第二個(gè)假設(shè)。

H2：內(nèi)部控制系統(tǒng)對企業(yè)差異化戰(zhàn)略決策與全要素生產(chǎn)率之間的關(guān)系具有顯著的曲線調(diào)節(jié)作用。高質(zhì)量的內(nèi)部控制機(jī)制可以增強(qiáng)企業(yè)戰(zhàn)略決策的積極影響，削弱其負(fù)面作用。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）樣本選取和數(shù)據(jù)來源

2011年是我國企業(yè)試點(diǎn)實(shí)施《企業(yè)內(nèi)部控制基本規(guī)范》的起始年，2012年該規(guī)范在滬深兩市主板上市公司中開始施行。為減少2021年新冠肺炎疫情不斷反復(fù)對企業(yè)正常經(jīng)營數(shù)據(jù)的干擾，本文選取2011—2020年滬深A(yù)股制造業(yè)上市公司為研究對象。在剔除ST、*ST 公司及數(shù)據(jù)缺失的樣本后，獲得2 245家共計(jì)15 629個(gè)觀測值。所有財(cái)務(wù)及公司治理數(shù)據(jù)來自國泰安數(shù)據(jù)庫，內(nèi)部控制數(shù)據(jù)來自迪博內(nèi)部控制風(fēng)險(xiǎn)管理數(shù)據(jù)庫。對有差異和缺失的數(shù)據(jù)，通過手工查閱公司年報(bào)補(bǔ)充獲得。所有連續(xù)變量在1%和99%水平上進(jìn)行縮尾處理。

（二）變量定義

1.被解釋變量

全要素生產(chǎn)率（TFP）又稱“索羅余值”，通常表示要素投入與產(chǎn)出的“剩余”部分，是衡量經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展的重要標(biāo)識。本文以此作為衡量企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的替代變量。

2.解釋變量

戰(zhàn)略差異度（DS），采用主流文獻(xiàn)計(jì)量方法[44-45]，由產(chǎn)權(quán)比率、研發(fā)強(qiáng)度、間接費(fèi)用率、資本密集度、資本更新程度、廣告強(qiáng)度六個(gè)戰(zhàn)略資源類變量復(fù)合而成。DS值越大，表明企業(yè)戰(zhàn)略與同期行業(yè)水平的偏離度越大。

3.控制變量

控制變量（Controls）包括公司規(guī)模（Size）、資產(chǎn)收益率（Roa）、財(cái)務(wù)杠桿（Lev）、市場競爭（Mrk）、股權(quán)集中度（Top1）、是否兩職合一（Dual）、企業(yè)性質(zhì)（State）、上市年限（Age）一系列公司特征變量，以及年度、行業(yè)、地區(qū)變量。

變量定義如表1所示。

表1 變量定義

（三）研究模型

全要素生產(chǎn)率（TFP）的測算方法主要有數(shù)據(jù)包絡(luò)分析、隨機(jī)前沿分析和半?yún)?shù)法。在半?yún)?shù)法中，LP（Levinsohn-Petrin）法是對OP（Olley-Pakes）法的改進(jìn)，它以中間品投入指標(biāo)代替投資額，消除了投資額為零的樣本對估計(jì)結(jié)果的干擾。因此，鑒于數(shù)據(jù)的易得性，本文參考羅維加蒂（Rovigatti）等[46]的LP估計(jì)法構(gòu)建模型1：

其中，i表示公司個(gè)體、t表示年份。Y為銷售收入，L為勞動投入（用企業(yè)從業(yè)人數(shù)L1 和支付給職工以及為職工支付的現(xiàn)金L2度量），K為資本投入（固定資產(chǎn)凈額），M為中間品投入（購買商品、接受勞務(wù)支付的現(xiàn)金）。殘差μi,t為全要素生產(chǎn)率，代表資本、勞動和投資之外的產(chǎn)出增長。

模型1用來計(jì)算全要素生產(chǎn)率（TFP）。

為檢驗(yàn)H1 中企業(yè)戰(zhàn)略差異度（DS）與全要素生產(chǎn)率（TFP）的非線性關(guān)系，本文借鑒朱丹等[42]的做法構(gòu)建模型2：

其中，考慮到戰(zhàn)略選擇結(jié)果的滯后性，TFPi,t+1為企業(yè)i在第t+1年的全要素生產(chǎn)率水平。DSi,t為戰(zhàn)略差異度，Controlsi,t為控制變量，λi為個(gè)體效應(yīng)，μt為時(shí)間效應(yīng)，?i,t為隨機(jī)擾動項(xiàng)。系數(shù)β1和β2的正負(fù)號反映模型二次關(guān)系曲線的凹凸形式，當(dāng)β2顯著為負(fù)時(shí)，H1的倒U型因果關(guān)系成立。

為檢驗(yàn)H2 內(nèi)部控制的調(diào)節(jié)作用，在模型2 中加入調(diào)節(jié)變量IC構(gòu)建模型3：

當(dāng)模型3中交乘項(xiàng)的系數(shù)β4和β5顯著時(shí)，調(diào)節(jié)效應(yīng)成立。對模型中的自變量和調(diào)節(jié)變量進(jìn)行均值中心化處理，以降低共線性可能造成的影響[47]。

四、實(shí)證結(jié)果分析

（一）描述性統(tǒng)計(jì)

在表2中，上市公司全要素生產(chǎn)率（TFP）在9.467 到13.438 之間，均值11.223，分布較為均勻。戰(zhàn)略差異度（DS）的均值為0.547，最小值為0.160，最大值為1.979，企業(yè)間同期戰(zhàn)略選擇離散度較高、差異化較明顯。內(nèi)部控制（IC）最小值為0，可能與信息披露是否完整有關(guān)。其他控制變量的分布較為合理。

表2 主要變量描述性統(tǒng)計(jì)

（二）關(guān)鍵變量趨勢分析

2012—2020年我國滬深兩市A 股制造業(yè)上市公司全要素生產(chǎn)率和戰(zhàn)略差異度的年度分布情況如表3所示。九年中，企業(yè)全要素生產(chǎn)率總體水平不高，均值及中位數(shù)變化不明顯，年度中位數(shù)皆低于同年均值且偏度呈現(xiàn)右拖尾態(tài)勢；盡管各年峰度略有不同，但整體仍表現(xiàn)出很強(qiáng)的黏性。戰(zhàn)略差異度也呈現(xiàn)整體右偏形態(tài)，前八年公司間的戰(zhàn)略差異均值略有縮小，但2020年出現(xiàn)反彈。

表3 2012—2020年我國A股制造業(yè)上市公司全要素生產(chǎn)率和戰(zhàn)略差異度年度分布情況

（三）多重共線性檢驗(yàn)

對主要變量進(jìn)行Pearson 相關(guān)系數(shù)檢驗(yàn)（見表4），除市場規(guī)模（Size）與全要素生產(chǎn)率（TFP）之間相關(guān)系數(shù)略大外，其余相關(guān)系數(shù)均小于0.5。另外，VIF檢驗(yàn)均值為1.90，說明變量之間的共線性問題不會對研究結(jié)果造成嚴(yán)重的影響。

表4 主要變量間相關(guān)系數(shù)

（四）實(shí)證結(jié)果與分析

在進(jìn)行多元回歸之前，先對戰(zhàn)略差異度（DS）和全要素生產(chǎn)率（TFP）進(jìn)行高階關(guān)系甄別。二次項(xiàng)顯著性檢測（UTEST）結(jié)果如表5所示。當(dāng)自變量戰(zhàn)略差異度（DS）為0.548***時(shí)，因變量全要素生產(chǎn)率（TFP）極大，該拐點(diǎn)位于曲線兩側(cè)端點(diǎn)之間，左右側(cè)端點(diǎn)斜率異號且顯著。戰(zhàn)略差異度與全要素生產(chǎn)率之間呈倒U型關(guān)系，所設(shè)模型形式正確。

表5 模型2的倒U型顯著性檢驗(yàn)結(jié)果

H1 的主回歸檢驗(yàn)和H2 的調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果如表6所示。列（1）、（2）、（3）是模型2 的回歸結(jié)果，分別對應(yīng)無控制變量、加入控制變量和控制年度-行業(yè)-地區(qū)因素的情況。這三列中的F值均顯著，列（2）和列（3）的ΔR2分別為0.157和0.191。列（3）相較于列（1）而言，優(yōu)化后的模型擬合程度（調(diào)整R2）提高至21%。戰(zhàn)略差異度（DS）的一次項(xiàng)、二次項(xiàng)系數(shù)都是顯著的，表明戰(zhàn)略差異度（DS）與全要素生產(chǎn)率（TFP）為非線性相關(guān)，并呈倒U型分布，戰(zhàn)略差異度存在風(fēng)險(xiǎn)閾值，即適度的戰(zhàn)略差異決策可以提高企業(yè)全要素生產(chǎn)率，DS越大，則TFP越高，當(dāng)差異度達(dá)到拐點(diǎn)0.548 時(shí)，全要素生產(chǎn)率位于極大值，隨后TFP開始下降。此外，公司規(guī)模（Size）、資產(chǎn)收益率（Roa）和財(cái)務(wù)杠桿（Lev）都與TFP顯著正相關(guān)，市場競爭（Mrk）與TFP負(fù)相關(guān)。企業(yè)性質(zhì)（State）與全要素生產(chǎn)率的關(guān)系不顯著，這可能與國有企業(yè)承擔(dān)較多的國家任務(wù)和社會福利有關(guān)。綜上所述，H1成立。

表6 主回歸檢驗(yàn)和調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果

列（4）、（5）為模型3調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果。根據(jù)列（4）可知，內(nèi)控水平（IC）與全要素生產(chǎn)率（TFP）正相關(guān)。列（5）加入交互項(xiàng)后，模型一次項(xiàng)和二次項(xiàng)與內(nèi)控變量交互項(xiàng)的系數(shù)均是顯著的，且與原曲線符號一致，說明內(nèi)部控制的正向調(diào)節(jié)效應(yīng)成立。

根據(jù)列（5）繪制內(nèi)部控制的調(diào)節(jié)效應(yīng)圖（見圖1）。其中，高低戰(zhàn)略差異度組、高低內(nèi)部控制組分別由解釋變量戰(zhàn)略差異度、調(diào)節(jié)變量內(nèi)部控制各自的均值加減一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差而來。由圖1可知，內(nèi)控機(jī)制具有整體調(diào)節(jié)作用，高內(nèi)部控制組的生產(chǎn)率曲線位置較高，拐點(diǎn)右移，這表明高質(zhì)量的內(nèi)部控制可以延伸戰(zhàn)略差異度（DS）的正向作用區(qū)間，縮短差異度對全要素生產(chǎn)率破壞的時(shí)間長度等；低質(zhì)量的內(nèi)控機(jī)制對應(yīng)較低的生產(chǎn)率，并且曲線拐點(diǎn)左移。綜上所述，H2成立。

圖1 內(nèi)部控制的調(diào)節(jié)效應(yīng)

（五）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1.工具變量法

基準(zhǔn)模型可能存在遺漏變量和內(nèi)生性問題，故采用工具變量法予以重新估計(jì)。選取滯后兩期的行業(yè)戰(zhàn)略差異度均值作為工具變量（IV），在其通過外生性和弱工具變量測試后，代入模型2予以檢驗(yàn)，結(jié)果如表7所示。其中，變量系數(shù)符號與顯著性不變，因此，原假設(shè)結(jié)論穩(wěn)健。

表7 IV-2SLS工具變量檢驗(yàn)結(jié)果

2.替換變量

為排除變量設(shè)定誤差對實(shí)證結(jié)果可能造成的干擾，對模型2、3 所涉及的解釋變量、調(diào)節(jié)變量與被解釋變量逐一替換后重新檢測。

具體替換過程為：解釋變量戰(zhàn)略差異度（DS），分別用存貨與銷售收入之比替換原資本密集度，用研發(fā)支出與銷售收入之比替換原研發(fā)強(qiáng)度[35]后重新復(fù)合計(jì)算。調(diào)節(jié)變量內(nèi)部控制（IC）替換為事務(wù)所是否對企業(yè)年報(bào)出具非標(biāo)審計(jì)意見的啞變量。被解釋變量全要素生產(chǎn)率（TFP）改用OP半?yún)?shù)法重新估計(jì)。

表8是主回歸模型2和調(diào)節(jié)效應(yīng)模型3替換變量后的回歸結(jié)果。其中，列（1）和列（2）是將兩個(gè)模型都替換解釋變量DS后的結(jié)果；列（3）是對模型3替換調(diào)節(jié)變量IC后的結(jié)果；列（4）和列（5）是在兩個(gè)模型解釋變量、調(diào)節(jié)變量均不變的情況下，替換被解釋變量TFP后的結(jié)果。檢驗(yàn)結(jié)果表明，所有核心變量系數(shù)的符號與顯著性都保持不變，原假設(shè)H1和H2依然成立。

表8 替換變量檢驗(yàn)結(jié)果

五、作用機(jī)制檢驗(yàn)

（一）戰(zhàn)略差異度與全要素生產(chǎn)率間的作用機(jī)制檢驗(yàn)

前文理論分析認(rèn)為，戰(zhàn)略差異度可能會通過投資效率和技術(shù)創(chuàng)新渠道對全要素生產(chǎn)率造成影響。為檢驗(yàn)效率風(fēng)險(xiǎn)區(qū)域內(nèi)這兩條傳導(dǎo)機(jī)制是否成立，參考溫忠麟等[47]提出的層次法和自抽樣（Bootstrap）法構(gòu)建中介效應(yīng)模型4、5、6：

其中，解釋變量為戰(zhàn)略差異度啞變量（Dum_DSi,t），當(dāng)戰(zhàn)略差異度（DS）大于風(fēng)險(xiǎn)極值點(diǎn)0.548時(shí)，對應(yīng)TFP的下行區(qū)間，定義其為激進(jìn)的戰(zhàn)略決策（高風(fēng)險(xiǎn)）組，取值為1；反之，當(dāng)DS小于0.548時(shí)，對應(yīng)TFP的上升區(qū)間，定義其為非激進(jìn)的戰(zhàn)略決策（低風(fēng)險(xiǎn)）組，取值為0。中介變量Testi,t分別為非效率投資[48]Effi,t和創(chuàng)新績效Pati,t，其中創(chuàng)新績效Pati,t由公司當(dāng)年聯(lián)合與獨(dú)立申請的專利總數(shù)加1 后取對數(shù)得到。系數(shù)α1為解釋變量對被解釋變量的總效應(yīng)，系數(shù)β1為解釋變量對中介變量的效應(yīng)，系數(shù)γ1是控制中介變量影響后解釋變量對被解釋變量的直接效應(yīng)，系數(shù)γ2是中介變量對被解釋變量的效應(yīng)。回歸結(jié)果如表9所示。

表9列（1）表明，激進(jìn)的戰(zhàn)略決策Dum_DSi，t降低了全要素生產(chǎn)率；列（2）表明，高差異戰(zhàn)略決策與非效率投資Effi，t顯著正相關(guān)；列（3）在加入中介變量非效率投資后，非效率投資、高差異戰(zhàn)略決策與全要素生產(chǎn)率均負(fù)相關(guān)，即非效率投資的中介效應(yīng)成立。隨后，利用Bootstrap法對非效率投資進(jìn)行抽樣1 000次的再次檢驗(yàn)，其結(jié)論不變。

表9 中介效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果

對創(chuàng)新績效進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果如列（4）和列（5）所示。列（4）表明，高差異戰(zhàn)略削弱創(chuàng)新績效，使企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出受阻，加入創(chuàng)新績效變量后，列（5）中Dum_DSi,t的系數(shù)不再顯著，利用Bootstrap 法對創(chuàng)新績效進(jìn)行再次檢驗(yàn)，仍未能通過。這可能是企業(yè)創(chuàng)新專利較少（存在較多專利申請數(shù)為0 的樣本）和轉(zhuǎn)化不利所致?？偠灾?，當(dāng)戰(zhàn)略決策過于激進(jìn)時(shí)，企業(yè)難以發(fā)揮創(chuàng)新對全要素生產(chǎn)率的驅(qū)動效用。

（二）內(nèi)部控制的路徑風(fēng)險(xiǎn)管控與持續(xù)時(shí)長矯正

根據(jù)中介效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果可知，激進(jìn)的戰(zhàn)略決策會造成非效率投資的增加和創(chuàng)新績效的降低，從而抑制生產(chǎn)效率提升。良好的內(nèi)控機(jī)制能否有效管控此類風(fēng)險(xiǎn)？這對企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展和內(nèi)部規(guī)制建設(shè)至關(guān)重要。

表10列（1）和列（2）表明，內(nèi)控質(zhì)量（IC）與非效率投資（Effi，t）成反比，與企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出（Pati，t）成正比，因此，具有高質(zhì)量內(nèi)部控制的企業(yè)通過管控戰(zhàn)略決策路徑風(fēng)險(xiǎn)對全要素生產(chǎn)率起到促進(jìn)作用。

依據(jù)《企業(yè)內(nèi)部控制基本規(guī)范》及企業(yè)內(nèi)部控制配套指引要求，內(nèi)部控制系統(tǒng)需要關(guān)注戰(zhàn)略決策的負(fù)面效果并加以矯正，但目前尚無文獻(xiàn)涉及且缺乏數(shù)據(jù)支持。由于組織慣性的作用，長期激進(jìn)的戰(zhàn)略決策會牽制生產(chǎn)效率的提升，企業(yè)要盡早識別風(fēng)險(xiǎn)閾值，對高戰(zhàn)略差異度決策適度回調(diào)，完成閾值跨越。為進(jìn)一步考察激進(jìn)戰(zhàn)略定位回調(diào)至適宜定位所需的時(shí)長，本文設(shè)定變量Dura，即企業(yè)戰(zhàn)略差異度首次從拐點(diǎn)右側(cè)為1（DS＞0.548）的狀態(tài)轉(zhuǎn)回至拐點(diǎn)左側(cè)為0（DS≤0.548）的狀態(tài)所持續(xù)的時(shí)間，并通過模型5及其計(jì)數(shù)檢驗(yàn)內(nèi)部控制對戰(zhàn)略選擇風(fēng)險(xiǎn)管控的長效機(jī)制。由于變量Dura的方差遠(yuǎn)大于期望，且Alpha 值拒絕泊松模型，所以選用負(fù)二項(xiàng)模型。進(jìn)一步的檢驗(yàn)結(jié)果拒絕了標(biāo)準(zhǔn)負(fù)二項(xiàng)模型，故選用零膨脹負(fù)二項(xiàng)模型進(jìn)行檢驗(yàn)。

根據(jù)表10列（3）可知，內(nèi)部控制可以有效縮短高戰(zhàn)略差異度風(fēng)險(xiǎn)的持續(xù)時(shí)長；列（4）表明，在控制持續(xù)時(shí)間變量Dura的基礎(chǔ)上，內(nèi)部控制可以促進(jìn)全要素生產(chǎn)率的提升。檢驗(yàn)結(jié)果表明，戰(zhàn)略風(fēng)險(xiǎn)的持續(xù)時(shí)間存在渠道效應(yīng)。內(nèi)部控制系統(tǒng)在管控、矯正戰(zhàn)略風(fēng)險(xiǎn)持續(xù)蔓延的過程中，促進(jìn)了全要素生產(chǎn)率的提高。

表10 內(nèi)部控制的作用路徑與長效機(jī)制檢驗(yàn)結(jié)果

六、結(jié)論與建議

（一）研究結(jié)論

利用多種計(jì)量模型，從不同的傳導(dǎo)路徑和時(shí)間維度對企業(yè)戰(zhàn)略差異度與全要素生產(chǎn)率之間的關(guān)系及內(nèi)部控制系統(tǒng)的作用機(jī)理展開研究。結(jié)果證明：企業(yè)戰(zhàn)略差異度對全要素生產(chǎn)率具有雙向影響，既會積極促進(jìn)，也會損害阻滯。如果差異度過大，超過風(fēng)險(xiǎn)極值，就會造成全要素生產(chǎn)率的顯著下降。其原因是企業(yè)戰(zhàn)略資源配置方向和幅度出現(xiàn)了偏離，而非效率投資和創(chuàng)新產(chǎn)出受阻是重要的中介變量。與此同時(shí)，高質(zhì)量的內(nèi)部控制機(jī)制對戰(zhàn)略差異度和全要素生產(chǎn)率之間的曲線關(guān)系有正向調(diào)節(jié)作用。這種積極的影響體現(xiàn)在兩個(gè)方面：一是高水平內(nèi)部控制通過對非效率投資的抑制、對創(chuàng)新績效的提振促進(jìn)全要素生產(chǎn)率的提高；二是高水平內(nèi)部控制可以及時(shí)捕捉激進(jìn)的戰(zhàn)略決策風(fēng)險(xiǎn)，促使企業(yè)在戰(zhàn)略決策超過風(fēng)險(xiǎn)閾值時(shí)盡早回調(diào)，能起到較好的風(fēng)險(xiǎn)動態(tài)控制作用。

（二）建議

第一，戰(zhàn)略決策失當(dāng)會帶來組織發(fā)展危機(jī)，造成戰(zhàn)略失敗，企業(yè)應(yīng)充分論證、審慎制定發(fā)展戰(zhàn)略規(guī)劃，既要利用好戰(zhàn)略差異的先發(fā)優(yōu)勢激活企業(yè)動能，又需防范化解戰(zhàn)略差異過大所引發(fā)的定位、經(jīng)營和效率風(fēng)險(xiǎn)。

第二，內(nèi)部控制系統(tǒng)是支撐轉(zhuǎn)型和約束風(fēng)險(xiǎn)的重要制度，企業(yè)應(yīng)充分發(fā)揮內(nèi)控機(jī)制對戰(zhàn)略決策過程的管理和導(dǎo)向作用。強(qiáng)化內(nèi)控機(jī)制對戰(zhàn)略決策風(fēng)險(xiǎn)的事前預(yù)防和動態(tài)管控，及早捕捉戰(zhàn)略選擇風(fēng)險(xiǎn)并進(jìn)行干預(yù)和矯正，從而促進(jìn)戰(zhàn)略決策與高質(zhì)量發(fā)展目標(biāo)快速協(xié)同。

第三，落實(shí)國家經(jīng)濟(jì)發(fā)展戰(zhàn)略要求，夯實(shí)企業(yè)對產(chǎn)業(yè)升級躍遷的主體責(zé)任。規(guī)避戰(zhàn)略決策不當(dāng)導(dǎo)致的資源配置效率不高，避免非效率投資誘發(fā)的效能提升阻力；克服創(chuàng)新懈怠，積極持續(xù)開展實(shí)質(zhì)性、突破性自主研發(fā)，利用技術(shù)創(chuàng)新賦能高質(zhì)量發(fā)展。