雙重信息不對稱下期望績效落差對制造企業(yè)研發(fā)投入的影響研究

蔣樟生 徐承浩 趙馨子 葉二子

（浙江工商大學(xué)工商管理學(xué)院，杭州 310018）

引 言

要實現(xiàn)科技實力邁上新的大臺階，關(guān)鍵核心技術(shù)要實現(xiàn)重大突破，進入創(chuàng)新型國家前列。作為創(chuàng)新的主戰(zhàn)場，制造業(yè)一直是創(chuàng)新驅(qū)動經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的中堅力量。但受新冠肺炎疫情沖擊原有出口訂單大量減少，企業(yè)陷入資金斷裂的困境；此外，數(shù)字技術(shù)和實體經(jīng)濟的融合刺激了消費需求新升級，無法及時轉(zhuǎn)型的企業(yè)可能被淘汰。面對普遍績效下滑、實際績效和期望績效存在落差的局面，制造企業(yè)會縮小研發(fā)投入、采取防御戰(zhàn)略，還是增加研發(fā)投入、謀求轉(zhuǎn)型升級？與此同時，瞬息萬變的外部環(huán)境和有限理性的管理者之間的矛盾加劇，提高了管理者合理決策的難度，如何應(yīng)對信息不對稱對企業(yè)創(chuàng)新的阻礙？這些都是穩(wěn)步實現(xiàn) “十四五”規(guī)劃和2035遠景目標(biāo)所必須要思考的問題。

面對波云詭譎的經(jīng)營環(huán)境，企業(yè)采取何種研發(fā)投入決策取決于對環(huán)境信息的分析。決策的制定和調(diào)整基于對內(nèi)外部環(huán)境信息的戰(zhàn)略分析［1］，管理者不僅需要了解自身資源狀況，也需要了解行業(yè)發(fā)展情況?；诖?，績效反饋理論認為設(shè)置歷史和行業(yè)的期望績效水平，判斷企業(yè)的績效狀態(tài)，是有限理性的管理者制定決策時的重要信息依據(jù)［2］，使得期望績效落差成為影響研發(fā)投入決策的重要因素?，F(xiàn)有關(guān)于績效落差的研究大多從“問題搜尋”、“威脅剛性”和前景理論3個視角解釋企業(yè)創(chuàng)新投資行為：基于 “問題搜尋”視角的學(xué)者認為，出現(xiàn)期望績效落差表明企業(yè)原有戰(zhàn)略不合時宜、市場地位受到挑戰(zhàn)，進而觸發(fā)問題搜索機制［3］， 使得管理者傾向于開拓新市場［4］、增加研發(fā)投入［5］、 開展對外技術(shù)合作［6］和推進跨國并購［7］；基于 “威脅剛性”視角的學(xué)者認為，面對期望績效落差，管理者威脅感知增強，或認為當(dāng)前困境很快過去［8］，驅(qū)使管理者傾向于依照原有戰(zhàn)略規(guī)避風(fēng)險損失以彌補績效差距；基于前景理論視角的學(xué)者認為，期望績效落差會提高企業(yè)管理者風(fēng)險承擔(dān)意愿［9］，促使企業(yè)實施戰(zhàn)略變革，謀求長遠發(fā)展以走出當(dāng)前困境。

然而，企業(yè)的績效狀態(tài)并不是管理者做出決策的唯一可靠信息依據(jù)。在企業(yè)自身信息資源有限的前提下，外部利益相關(guān)者的信息反饋成為管理者獲取信息的渠道，通過降低信息不對稱改善決策的信息環(huán)境。對外合作和機構(gòu)關(guān)注［10］是管理者獲取外部信息反饋的重要途徑。對外合作作為一種直接信息獲取方式，在與外部組織開展創(chuàng)新合作的過程中，資源投入和信息交換使企業(yè)在面臨潛在風(fēng)險［11］的同時有機會收獲有價值的資源［12］；間接信息獲取往往通過信息中介實現(xiàn)，分析機構(gòu)作為資本市場重要的信息中介，通過發(fā)布研究報告反映企業(yè)管理質(zhì)量并進行股票推薦和收益預(yù)測。而上市企業(yè)在信息披露的過程中，資本市場的機構(gòu)關(guān)注也可能使企業(yè)面臨同樣的信息不對稱困境。那么這些來自外部的信息資源和反饋是否會影響管理者對期望績效落差的重新解讀，進而產(chǎn)生異質(zhì)研發(fā)投入決策？這正是現(xiàn)有學(xué)者較少考慮的。因此，本文基于績效反饋和信息不對稱理論探究了內(nèi)源和外源期望績效落差對研發(fā)投入的異質(zhì)性影響，細化了績效差距的理論研究。在此基礎(chǔ)上，探討了直接與間接信息獲取方式對研發(fā)投入的調(diào)節(jié)作用，豐富了企業(yè)創(chuàng)新的情景研究。

1 理論基礎(chǔ)與研究假設(shè)

1.1 期望績效落差與企業(yè)研發(fā)投入

績效反饋理論認為期望績效水平與企業(yè)實際績效的差距可以判斷企業(yè)當(dāng)前的績效狀態(tài)［13］。歷史期望績效落差是企業(yè)實際績效低于自身歷史績效目標(biāo)的差距，在這一情形下，企業(yè)主要面臨來自組織內(nèi)部的壓力，壓力來源為企業(yè)股東。股東對業(yè)績變化非常敏感，要求管理者短期內(nèi)提供解決方案，增加了管理者的壓力。管理者是風(fēng)險規(guī)避者，出于維護自身利益，其機會主義動機增加，更偏好投資成本少、變現(xiàn)快的短期項目［14］。而研發(fā)具有成本高、回報周期長、收益不確定的高風(fēng)險特征，增加研發(fā)投入在短期內(nèi)難以看到收益，使得管理者傾向于減少研發(fā)投入。因此，介于研發(fā)投入在財務(wù)報表中的支出特性，管理者通過縮減研發(fā)投入或減少創(chuàng)新項目以實現(xiàn)當(dāng)年盈利預(yù)期。據(jù)此提出：

H1a：企業(yè)實際績效低于歷史期望績效的差距越大，管理者越趨向減少研發(fā)投入。

行業(yè)期望績效落差是企業(yè)實際績效低于行業(yè)績效均值的差距，它基于同行企業(yè)經(jīng)營信息得到。雖然企業(yè)間信息披露不完全對稱，企業(yè)無法完全掌握對手的經(jīng)營情況［15］，但可以直觀反映企業(yè)與同行的業(yè)績差距?；诳冃Х答伒纳鐣容^機制，“向上比較”可以激發(fā)管理者逃離競爭的動機，通過問題搜尋審視原有戰(zhàn)略和市場需求不匹配的地方，進而自我完善［8］，表現(xiàn)為管理者風(fēng)險承擔(dān)意識提高，創(chuàng)新擴張需求增加，在此狀態(tài)下會驅(qū)動管理者通過一些打破慣例的決策使組織績效達到目標(biāo)期望水平。據(jù)此提出：

H1b：企業(yè)實際績效低于行業(yè)期望績效的差距越大，管理者越趨向增加研發(fā)投入。

1.2 對外合作與機構(gòu)關(guān)注的權(quán)變影響

（1）對外合作的調(diào)節(jié)作用

對外合作往往是企業(yè)為了建立良好的商業(yè)伙伴關(guān)系，獲取異質(zhì)性信息資源，緩解與外部組織信息不對稱的有效方式。但對外合作是一項高風(fēng)險活動。信息獲取是等價交換的過程，對外合作交流中企業(yè)需要投入各類資源，從而產(chǎn)生大量交易費用，增加企業(yè)的商業(yè)風(fēng)險［16］。有 “前車之鑒”后，在下一年投資規(guī)劃中，管理者對創(chuàng)新風(fēng)險的厭惡感越強，認為投入大量信息成本帶來的收益不如機會主義行為帶來的收益［17］，因而創(chuàng)新意愿越低。據(jù)此提出：

H2a：對外合作程度強化了歷史期望績效落差與研發(fā)投入的負向關(guān)系。即，隨著對外合作程度增加，歷史期望績效落差對研發(fā)投入的阻礙作用越大。

對外合作雖然具有高風(fēng)險特征，但也能為企業(yè)帶來高收益。通常企業(yè)傾向于與優(yōu)勢企業(yè)合作，對外合作程度高，表明企業(yè)擁有了數(shù)量較多的商業(yè)伙伴、信息交流更緊密。合作伙伴的信息價值溢出可以為企業(yè)帶來無形的競爭性資源，如潛在的市場機會、前沿的技術(shù)知識與低廉的交易成本［18］，為企業(yè)建立起了相對穩(wěn)定且具有競爭力的商業(yè)合作關(guān)系。這種關(guān)系所帶來的資源，降低了企業(yè)與外部組織間的信息不對稱，提高了企業(yè)應(yīng)對市場競爭沖擊的能力，進而影響管理者對外部競爭環(huán)境的感知。據(jù)此提出：

H2b：對外合作程度削弱了行業(yè)期望績效落差與企業(yè)研發(fā)投入的正向關(guān)系。即，隨著對外合作程度增加，行業(yè)期望績效落差對研發(fā)投入的促進作用越小。

（2）機構(gòu)關(guān)注的調(diào)節(jié)作用

第三方證券機構(gòu)的介入產(chǎn)生的 “信息效應(yīng)”可以改變信息不對稱關(guān)系，進而影響管理者的決策偏好。第三方證券機構(gòu)的分析師通常具有較高水平的專業(yè)能力和較多信息獲取渠道，其發(fā)布的研究報告更加全面地分析了企業(yè)經(jīng)營現(xiàn)狀，可以披露企業(yè)未能公開的信息，有利于董事會充分發(fā)揮內(nèi)部監(jiān)督作用［19］；另外，機構(gòu)分析師關(guān)注也是股票評級與股價預(yù)測的重要依據(jù)。而機構(gòu)的預(yù)測可以產(chǎn)生羊群效應(yīng)。據(jù)此提出：

H3a：機構(gòu)關(guān)注程度削弱了歷史期望績效落差與企業(yè)研發(fā)投入的負向關(guān)系。即，隨著機構(gòu)關(guān)注程度增加，歷史期望績效落差對研發(fā)投入的阻礙作用越小。

面對行業(yè)績效落差，機構(gòu)關(guān)注也可以促使管理者增加研發(fā)投入。機構(gòu)信息獲取渠道多元，可以基于行業(yè)水平評估企業(yè)經(jīng)營情況，減少了企業(yè)間信息不對稱。機構(gòu)關(guān)注度越高，管理者間接獲取外部企業(yè)的信息也越多。在 “向上比較”中處于競爭劣勢的現(xiàn)實情境下，通過這些外部企業(yè)信息，可以反映出本企業(yè)的創(chuàng)新差距，提高管理者的競爭危機感，以便開展精準(zhǔn)的問題搜尋，增加研發(fā)投入來創(chuàng)造新的利潤增長點［20］。據(jù)此提出：

H3b：機構(gòu)關(guān)注程度強化了行業(yè)期望績效落差與企業(yè)研發(fā)投入的正向關(guān)系。即，隨著機構(gòu)關(guān)注程度增加，行業(yè)期望績效落差對研發(fā)投入的促進作用越大。

2 研究設(shè)計

2.1 樣本與數(shù)據(jù)來源

考慮到制造業(yè)是創(chuàng)新發(fā)展的主戰(zhàn)場，研究樣本選取為2010～2021年間在滬深A(yù)股上市的制造企業(yè)，考慮到2020～2021年數(shù)據(jù)可能受新冠肺炎疫情影響，在穩(wěn)健性檢驗中對疫情影響進行了檢驗。由于期望績效的計算需要獲取前兩年數(shù)據(jù)，同時研發(fā)投入決策具有1年滯后期，因此研究樣本的初選數(shù)據(jù)為2008～2021年，共34144個觀測樣本，數(shù)據(jù)主要來源于同花順iFinD、國泰安CSMAR和中國研究數(shù)據(jù)服務(wù)平臺CNRDS。同時，剔除ST、*ST、S股以及數(shù)據(jù)存在嚴重缺失的樣本企業(yè)，剔除其中主要變量的離群值和極值后得到2010～2021年間共18473個觀測樣本。

2.2 變量定義與衡量

（1）解釋變量：歷史期望績效落差（HEPD）和行業(yè)期望績效落差（IEPD）

相比加權(quán)模型和轉(zhuǎn)換模型，獨立模型有著更高的擬合優(yōu)度［21］。因此，使用能反映企業(yè)盈利能力和高管與董事關(guān)注的ROA作為績效測量指標(biāo)，構(gòu)建遞推公式計算期望水平［22］，具體如下：

式 （1）中HEPD和IEPD分別為歷史和行業(yè)期望績效落差，基期的期望水平用企業(yè)前兩年實際績效的平均值衡量。D為虛擬變量，當(dāng)歷史或行業(yè)期望水平小于實際績效時，D＝1；否則，D＝0。MROA是企業(yè)所處行業(yè)中全部企業(yè)經(jīng)營業(yè)績的中位數(shù)，反映行業(yè)業(yè)績的集中趨勢。為反映落差越大，實際績效越小于期望，對落差加以絕對值。α為實際績效和期望水平之間的權(quán)重，取值為［0，1］，通常設(shè)定為0.4。

（2）被解釋變量：企業(yè)研發(fā)投入（RDII）

由于研究樣本在企業(yè)規(guī)模、性質(zhì)和運營模式等方面都存在差異，企業(yè)間研發(fā)費用投入的絕對值不具有可比性，采用相對值研究更有價值。因此，被解釋變量企業(yè)研發(fā)投入，采用企業(yè)年報披露的研發(fā)費用支出與營業(yè)收入的比值來測量研發(fā)投入的相對值，以更好地觀測企業(yè)研發(fā)投入的強度。

（3）調(diào)節(jié)變量：對外合作程度（FCD）和機構(gòu)關(guān)注程度（ICD）

使用企業(yè)當(dāng)年授權(quán)聯(lián)合專利數(shù)加1的自然對數(shù)作為對外合作程度的代理指標(biāo)；使用證券機構(gòu)發(fā)布的研究報告中閱讀者重點關(guān)注的財務(wù)信息句子總數(shù)目加1的自然對數(shù)反映機構(gòu)關(guān)注程度。

（4） 控制變量

控制變量如表1所示。

表1 控制變量定義與衡量

2.3 模型構(gòu)建與設(shè)計

借鑒以往對企業(yè)研發(fā)投入的相關(guān)研究［15］，納入歷史和行業(yè)期望績效落差以及對外合作和機構(gòu)關(guān)注兩個情境變量，探索不同權(quán)變情境下期望績效落差對企業(yè)研發(fā)投入產(chǎn)生的主要影響，研究模型如下：

其中，被解釋變量RDIIi，t代表企業(yè)i在t期的研發(fā)投入水平；解釋變量EPGi，t-1由歷史期望績效落差HEPGi，t-1和行業(yè)期望績效落差I(lǐng)EPGi，t-1組成；調(diào)節(jié)變量MODi，t由對外合作程度FCDi，t和機構(gòu)關(guān)注程度ICDi，t組成；Control為控制變量。β為回歸系數(shù)、β0為常數(shù)項、ξ為殘差、αi為個體效應(yīng)、γt為時間效應(yīng)，i和t代表企業(yè)與年份。

3 研究結(jié)果

3.1 描述性統(tǒng)計分析

主要變量的描述性統(tǒng)計如表2所示。

表2 主要變量描述性統(tǒng)計

3.2 回歸結(jié)果分析

（1）不同期望績效落差影響企業(yè)研發(fā)投入的主效應(yīng)分析

主效應(yīng)模型的回歸分析結(jié)果如表3所示。M1檢驗了控制變量與研發(fā)投入的關(guān)系。M2引入HEPD，檢驗歷史期望績效落差與研發(fā)投入的關(guān)系。由結(jié)果可知，歷史期望績效落差與企業(yè)研發(fā)投入的回歸系數(shù)為-0.0397（p＜0.01），即歷史期望績效落差與企業(yè)研發(fā)投入呈顯著負向關(guān)系，H1a成立。

表3 不同期望績效落差與研發(fā)投入的關(guān)系分析

M3引入IEPD，檢驗行業(yè)期望績效落差與企業(yè)研發(fā)投入的關(guān)系。由結(jié)果可知，行業(yè)期望績效落差與企業(yè)研發(fā)投入的回歸系數(shù)為0.0926（p＜0.01），即行業(yè)期望績效落差與企業(yè)研發(fā)投入呈顯著正向關(guān)系，H1b成立。

M4同時引入了HEPD和IEPD，檢驗兩種期望績效落差對研發(fā)投入的影響，結(jié)果均顯著，并且IEPD回歸系數(shù)0.0896顯著大于HEPD回歸系數(shù)的絕對值0.0111，這說明綜合權(quán)衡來看，面對不同期望績效落差的顯著影響，相比歷史期望績效落差，企業(yè)管理者的決策參考點會更大程度依據(jù)行業(yè)期望績效落差來做出戰(zhàn)略決策。

3.3 對外合作程度與機構(gòu)關(guān)注程度的情境權(quán)變作用分析

（1）對外合作程度的調(diào)節(jié)作用檢驗

表4中M5引入去中心化后的HEPD與FCD的乘積交互項，檢驗對外合作程度在歷史期望績效落差與企業(yè)研發(fā)投入關(guān)系中的調(diào)節(jié)作用，發(fā)現(xiàn)交互項顯著，回歸系數(shù)為-0.0219，H2a成立。而M6中交互項IEPD*FCD的回歸系數(shù)顯著為正，未能驗證H2b。

表4 對外合作程度與機構(gòu)關(guān)注程度的調(diào)節(jié)效應(yīng)分析

（2）機構(gòu)關(guān)注程度的調(diào)節(jié)作用檢驗

表4中M7引入去中心化后的HEPD與ICD的乘積交互項，檢驗機構(gòu)關(guān)注程度在歷史期望績效落差與企業(yè)研發(fā)投入關(guān)系中的調(diào)節(jié)作用。M7中交互項HEPD*ICD的回歸系數(shù)為-0.0018，不顯著。即H3a未得到證實。結(jié)合實際，盡管企業(yè)可能面臨來自外部的壓力，但企業(yè)依然需要根據(jù)自身生存發(fā)展的實際情況來考慮是否在業(yè)績下滑時依然進行創(chuàng)新擴張。績效下滑，反映組織處于資源緊張狀態(tài)，而創(chuàng)新研發(fā)的不確定性高，回報周期長，不是管理者改變當(dāng)前困境的第一選擇。反而，機構(gòu)關(guān)注越高，管理者的績效壓力越大，在 “壓力效應(yīng)”下，管理者越傾向于投資短期變現(xiàn)快的項目，減少研發(fā)投入。M8引入去中心化后的IEPD與ICD的乘積交互項，檢驗機構(gòu)關(guān)注度在行業(yè)期望績效落差與企業(yè)研發(fā)投入關(guān)系中的調(diào)節(jié)作用。由結(jié)果可知，交互項顯著，回歸系數(shù)為0.0225，即H3b成立。

3.4 穩(wěn)健性檢驗①

為了檢驗上述非平衡面板數(shù)據(jù)回歸結(jié)果的穩(wěn)健性，用以下方法進行替代性檢驗：（1）排除疫情年份對實證結(jié)果影響，在回歸模型中加入2020年與2021年的疫情標(biāo)識變量。檢驗結(jié)果表略；（2）檢驗因變量選擇偏差的影響，替換因變量企業(yè)研發(fā)投入的衡量方式為研發(fā)產(chǎn)出，考慮到專利申請存在滯后性，專利申請數(shù)用T＋1來衡量； （3）檢驗樣本選擇偏差的影響，剔除樣本中國有企業(yè)數(shù)據(jù)?？傮w來看，上述3種穩(wěn)健性檢驗結(jié)果與前文研究發(fā)現(xiàn)并無顯著性差異。

4 結(jié)論與啟示

本文從績效反饋理論和信息不對稱理論出發(fā)，基于信息資源視角關(guān)注了企業(yè)績效反饋和外部信息反饋的共同作用對企業(yè)研發(fā)投入的影響，研究發(fā)現(xiàn)：

（1）不同期望績效落差對企業(yè)研發(fā)投入的影響存在異質(zhì)性，歷史期望績效落差會帶來顯著的負面效應(yīng)，但是程度小于行業(yè)期望績效落差帶來的正面效應(yīng)。因此，企業(yè)管理者要客觀看待績效變動，著力通過創(chuàng)新驅(qū)動績效增長。管理者應(yīng)將期望績效落差作為判斷企業(yè)當(dāng)前發(fā)展現(xiàn)狀和外部行業(yè)環(huán)境變動的重要信息依據(jù)，以適時做出創(chuàng)新戰(zhàn)略調(diào)整；另外，管理者不應(yīng)過度關(guān)注績效下滑而采取短視的經(jīng)營行為?？冃禄蛟S是管理者進行戰(zhàn)略變革、創(chuàng)造新的利潤增長點的契機，管理者應(yīng)抓住機會，增加研發(fā)投入，依靠創(chuàng)新打造企業(yè)新的競爭優(yōu)勢，擺脫現(xiàn)實困境。

（2）對外合作程度在歷史期望績效落差和研發(fā)投入的關(guān)系中存在調(diào)節(jié)作用。企業(yè)管理者要合理搜尋外部組織的信息資源，改善決策的信息環(huán)境。雖然研究發(fā)現(xiàn)高度對外合作不利于企業(yè)在績效落差時增加研發(fā)投入，但與低度對外合作的企業(yè)相比，高度對外合作的企業(yè)總體研發(fā)投入水平更高。因此，企業(yè)仍然應(yīng)持續(xù)開展與外部企業(yè)的創(chuàng)新合作，獲取前沿技術(shù)和競爭資源，提高應(yīng)對外部競爭的能力。此外，管理者也應(yīng)密切關(guān)注證券機構(gòu)等信息中介對本企業(yè)經(jīng)營現(xiàn)狀和成長性的反饋，進而判斷外部投資者的信心變動和董事會的監(jiān)督壓力，有利于做出圍繞企業(yè)長遠發(fā)展利益的合理決策。

（3）機構(gòu)關(guān)注可以強化行業(yè)期望績效落差對研發(fā)投入的正向影響。機構(gòu)關(guān)注度高，管理者可以間接獲取更多同行創(chuàng)新投資信息，便于認識到差距。投資者應(yīng)關(guān)注企業(yè)的長遠發(fā)展。歷史績效落差通常直觀反映了業(yè)績下滑、股東利益受損的事實，導(dǎo)致管理者風(fēng)險規(guī)避動機增強，易做出機會主義行為，從長遠角度來看，會導(dǎo)致股東利益進一步受損。因此，包括現(xiàn)有股東在內(nèi)的投資者應(yīng)客觀看待企業(yè)業(yè)績下滑的現(xiàn)象，減輕管理者的績效壓力，防范道德敗壞行為，鼓勵關(guān)注新的技術(shù)領(lǐng)域，通過創(chuàng)新途徑進入新的市場、創(chuàng)造新的利潤增長點。

注釋：

①限于篇幅，未列出全部結(jié)果，感興趣的讀者可向作者索要。