資本市場業績壓力會導致企業創新投入不足嗎?
——基于我國制造業上市公司的實證研究

張 濤 朱學義 劉梅玲

(中國礦業大學 管理學院，江蘇 徐州 221116；上海國家會計學院，上海 201702)

資本市場業績壓力會導致企業創新投入不足嗎?
——基于我國制造業上市公司的實證研究

張 濤 朱學義 劉梅玲

(中國礦業大學 管理學院，江蘇 徐州 221116；上海國家會計學院，上海 201702)

資本市場帶給企業的業績壓力是否會扭曲企業的創新投入行為呢？通過將資本市場對企業的經營期望納入企業創新投入不足的研究框架，分析企業內外部經營期望差距所導致的業績壓力對企業創新投入不足的影響機制，并從內部激勵與外部監督雙重視角考察了經理自主權和機構持股比例對兩者關系的調節作用。結果表明：與企業實際的經營業績相比，資本市場的經營期望越高，經理人感知到的外部業績壓力越大，越傾向于減少創新投入；經理自主權和機構持股對解決資本市場業績壓力所引起的企業創新投入不足問題起到了激勵和監督的作用，相對于經理自主權和機構持股比例較低的公司，經理自主權和機構持股比例高的公司資本市場業績壓力對創新投入不足的正向影響將有所減弱，這表明擁有高自主權的經理人具有更大的戰略選擇空間，能夠按照其自身意愿對企業關鍵資源進行配置，增強了創新活動資金投入的持續性；同時，機構投資者通過積極參與公司治理，監督經理人的行為，降低了企業的代理成本。

業績壓力；創新投入不足；經理自主權；機構持股

一、引言

隨著資源與環境問題的日益嚴峻，依賴生產要素投入的“粗放型”發展方式推動的經濟高速增長已不可持續，經濟發展新常態下我國經濟增長方式必須由要素驅動向創新驅動轉變?？萍紕撔率且环N“投入在先，收益在后”的行為，具有信息不對稱、產出不確定以及收益跨期性等特征。*Zaheer S, Albert S & Zaheer A.Time scales and organizational theory.Academy of Management Review, 1999,24(4):725-741.企業經理人能夠利用所掌握的資源和權利，去影響創新項目的發展方向、方案的選擇和投資規模。經理人如何對企業稀缺資源進行有效配置是重要的戰略性決策，會影響企業長期競爭優勢的形成和未來可持續發展。然而，在現代企業制度下，經理人與股東之間的利益沖突使得經理人內在的技術創新動力不足。代理問題的存在導致經理人主要關心個人財富、職位安全以及效應的最大化，從而影響和消弱了他們對企業創新及長期目標的追求。呂新軍(2014)認為，代理沖突、不完備契約以及創新活動的風險使得企業創新投入水平容易低于最佳投資額，降低了企業長期的創新能力。*呂新軍：《代理沖突與企業技術創新關系的實證研究》，《科研管理》2014年第11期。事實上，影響企業創新投入的因素有很多，既有知識產權保護、市場競爭、資本市場環境等外部因素，也涉及企業特征、經理人特征以及公司治理等內部因素。*蘇文兵等：《經理自主權、政治成本與R&D投入》，《財貿研究》2011年第3期。

既有文獻對影響企業創新投入因素的研究，成果豐碩，但針對企業創新投入不足問題的研究則比較鮮見，而創新投入不足通常被認為是影響企業創新效率，導致企業創新能力低下的主要因素之一。另外，研究資本市場對企業創新投入影響的文獻，主要是從資本市場的“硬約束”著手，如融資約束對創新投入的影響等，*謝維敏、方紅星：《金融發展、融資約束與企業研發投入》，《金融研究》2011年第5期。而從資本市場的“軟約束”經營期望視角的研究比較匱乏。雖然已有文獻關注到了企業組織內部經營期望對創新投入的影響，*Arrfelt M，R M Wiseman & G T M Hult.Looking Backward Instead of Forward: Aspiration-Driven Influences on the Efficiency of the Capital Allocation Process. Academy of Management Journal,2013,56(4):1081-1103.但沒有考慮到企業還將面臨來自外部的各種期望，如資本市場中的投資機構或分析師對企業的業績預測等等。企業能否實現資本市場經營預期將會對企業的聲譽和股價產生影響，進而會影響到經理人聲望、薪酬和職位的穩定。*Bartov E，Givoly D & Hayn C.The rewards to meeting or beating earnings expectations.Journal of Accounting and Economics,2002,33(2):173-204．資本市場對企業的經營期望作為一種外部業績壓力會反饋給企業經理人，而經理人對實現外部預期目標難度的感知將影響其后續的創新投入決策。

在我國向創新驅動發展戰略轉型的關鍵時期，絕大多數企業都需要擺脫原有的發展模式，通過自主創新促進產業結構的優化升級與轉型。那么，資本市場帶給企業的業績壓力是否會扭曲企業的創新投入行為呢？我們認為，厘清資本市場業績壓力與企業創新投入不足之間的關系以及影響兩者關系強弱的治理機制具有重要的理論與現實意義。

二、理論分析與研究假說

(一)資本市場業績壓力與企業創新投入不足

經理人的管理能力會持續不斷的受到企業內外部利益相關者的評價，能否實現經營期望目標是投資者評價經理人領導能力的重要依據。在此過程中，資本市場中的分析師在塑造利益相關者對企業未來盈利預期上具有重要作用。相比普通投資者，分析師擁有更為專業的知識背景和廣泛的信息收集途徑，能夠綜合企業歷史的盈利信息和未來的發展前景，對公司盈利進行預測，發布評級報告并給出投資建議。由于受到認知能力和信息獲取渠道的限制，普通投資者更傾向于利用分析師的盈利預測去推算企業未來的盈利水平并做出投資決策。雖然分析師預測的盈利水平普遍存在著高估的現象，展現出樂觀性傾向，*Zhang Y & Gimeno J.Earnings Pressure and Competitive Behavior:Evidence from the US Electricity Industry. Academy of Management Journal,2010,53(4):743-768.但從整個市場角度看，分析師對公司的盈利預測和評級報告會對投資者的期望產生重大影響。如果公司未實現投資者經營預期，投資者會認為當前股價高估了公司的盈利增長速度，從而做出賣出公司股票的決策，這將引起公司股價下跌，并導致經理人薪酬減少，甚至是離職等情況的發生。當經理人意識到實現經營目標的利害關系時，就會有動機采取各種方式來實現經營期望。Bernhardt和 Campello(2007)研究發現，一些經理人會采用盈余管理的方式來實現短期業績目標，也有經理人通過向外部傳遞一些負面信息來降低投資者對經理人的經營期望。*Bernhardt D & M Campello.The Dynamics of Earnings Forecast Management.Review of Finance,2007,11(2): 287-324.但是，這些方式易受到市場監管的制約，具有一定的風險。因此，經理人更有可能選擇縮減那些不會對企業業績立刻產生積極影響的支出，如創新活動支出，來夸大短期業績。雖然增加創新投入，提高創新效率，有利于增強企業的長期競爭力，但由于創新產出具有較強的不確定性，即使取得了成功，收益也只能體現在未來期間，并不能立刻帶來企業業績的增長，反而由于增加了企業費用而使得短期業績看上去更加糟糕。

出于對薪酬、任期、聲譽等方面的考慮，經理人將更加注重企業的當前業績，并會利用所擁有的資源和權利，去影響創新項目的發展方向、方案的選擇和投資規模。因此，在資本市場業績壓力下，經理人會延遲、減少甚至取消創新投入計劃，這樣就增加了企業發生創新投入不足的可能性。據此，本文提出假設1：

假設1：資本市場業績壓力與創新投入不足呈正相關關系。即資本市場帶給經理人的外部業績壓力越大，企業發生創新投入不足的概率和程度就越高。

(二)經理自主權與機構持股比例的調節機制

1．經理自主權的調節作用。自主權是指行為主體在法律法規或制度規定的范圍和幅度內享有的一定選擇余地的決策權。經理自主權在組織中的重要作用引起了學者們的廣泛關注。Williamson(1963)早期將經理自主權定義為經理人以損害股東利益為代價追求自身權利、地位、薪酬與聲譽等的自由度。而李有根等(2002)認為，經理自主權是經理人綜合契約權力、法定權力及其他非契約影響力等多種可能權力或影響力的結果，反映了經理人影響企業經營決策活動的能力和自主行為空間。

現代企業的重要特征之一是所有權與經營權的分離，依據代理理論，如果對經理人無法實施有效的激勵或控制，由于信息不對稱，經理人有動機追求其個人利益，從而會對股東利益造成損害。然而，不同經理人追求個人利益時的自由度會受到公司治理結構等因素的影響，在監管機制不完善、投資者缺乏警惕或者股權較分散等情況下，經理人牟取其個人利益的自由度更高。企業的監管機制越完善，經理人的自利行為越能夠得到有效的抑制。

如果未能實現資本市場經營預期，投資者會重估公司價值并賣出公司股票，這將導致公司股價下跌，大股東與董事會會對經理人的管理能力產生質疑，進而影響經理人的薪酬和職位穩定。從經理人厭惡風險及追求個人利益的視角，當面臨業績壓力時，經理人有動機減少創新投入，從而提升企業短期盈利來實現經營目標。因此，資本市場業績壓力對經理人決策行為的影響程度將受其自主權高低的影響?；谏鲜龇治?，本文提出假設2a：

假設2a：經理自主權會正向調節資本市場業績壓力與企業創新投入不足之間的關系。即相較于經理自主權較低的公司，自主權較高的公司業績壓力與企業創新投入不足正相關關系有所增強。

與傳統經濟學文獻分析不同，組織行為學理論更為關注經理人戰略選擇的行為空間及對企業績效的影響。經理自主權可以反映經理人對企業戰略與產出的影響程度。具有較高自主權的經理人，對企業戰略、組織結構和經營績效等各項決策具有更大的影響力，更可能在創新活動上加大投入，在投資、人員培訓等方面有更大的選擇空間。即賦予經理人較高的自主權，能夠激發他們的管理才能與創新潛能，有利于發揮其主觀能動性。而當自主權受到限制時，經理人對企業的非契約投入就會減少，其人力資本貢獻也就大幅降低，從而會對企業和股東造成損失。*李有根等：《經理持股的自主權效應研究》,《當代經濟科學》2002年第4期。Crossland 和 Hambrick(2007)等研究發現，大股東和董事會對經理人控制程度較弱的公司，經理人更容易跨越各種障礙按照自身意愿去制定和實施決策，提高了經理人對企業的潛在影響力和貢獻。*Crossland C.& D C Hambrick.How National Systems Differ in their Constraints on Corporate Executives:A Study of CEO Effects in three countries.Strategic Management Journal,2007,28(8) :767-789．因此，賦予經理人較高的自主權，可以激發經理人的創造性和責任感，提高工作積極性，同時其未實現經營預期被董事會問責的程度也會減少。但是，在經理自主權較小的情況下，大股東和董事會對公司戰略和績效的影響力更大。 基于上述分析，從經理人激勵角度本文提出假設2b：

假設2b：經理自主權會負向調節資本市場業績壓力與企業創新投入不足之間的關系。即相較于經理自主權較低的公司，經理自主權較高的公司資本市場業績壓力與企業創新投入不足正相關關系有所減弱。

2．機構持股比例的調節作用。機構投資者通過積極參與公司治理，監督經理人行為，能夠在一定程度上減輕經理人與股東之間的代理沖突。隨著機構投資者實力壯大和持股規模的提升，為了降低投資風險、獲得更高收益，機構投資者有動機投入更多精力和資源去追蹤和收集公司信息，監督公司經營活動。與普通投資者相比，機構投資者顯然更具備擔任監督角色的能力。首先，機構投資者擁有專業化的研究團隊和更為廣泛的信息獲取渠道，比一般投資者具有更高的信息分析和價值評估能力，更容易分辨出經理人的決策是否明智。其次，機構投資者持股數量和持股比例較高，可直接通過行使投票權影響公司決策，主動參與公司治理，監督管理者的行為。Parrino等的研究發現，對于經營業績未達預期的公司，機構投資者通過采取積極干預的辦法，比如向董事會施加壓力，迫使公司更換經理人或改變公司長期發展戰略。*Parrino R, Sias R W & Starks L T.Voting with Their Feet:Institutional Ownership Changes around Forced CEO Turnover.Journal of Financial Economics,2003,68(1):3-46.Almazan等的研究認為，機構投資者在公司關鍵人事安排與管理層薪酬制定方面有著重要的影響。*Almazan A, Hartzell J C & Starks L T. Active Institutional Shareholders and Costs of Monitoring:Evidence from Executive Compensation.Financial Management,2005,34(4):5-34.進一步地，機構投資者對于促進公司創新活動、抑制公司盈余管理、減少公司違規行為以及提高公司信息披露質量等方面也發揮著積極作用。*楊海燕、韋德洪等：《機構持股能提高上市公司會計信息質量嗎—兼論不同類型機構投資者的差異》,《會計研究》2012年第9期。另外，機構投資者買進、賣出股票的投資行為也會向市場傳遞出公司經營狀況是否良好的信號，引起其他投資者的跟隨，從而給公司造成壓力，間接影響經理人的決策。機構投資者持股比例越高，其參與公司治理、監督經理人行為的動機和能力越強，經理人的機會主義行為越能夠得到有效遏制。

綜上所述，作為重要的外部監督力量，機構投資者能夠對企業的創新行為產生影響。機構投資者傾向于長期持有公司股票，更為注重獲取長期投資收益。*Hansen G S & Hill C W. Are institutional investors myopic? A time-series study of four technology-driven industries.Strategic Management Journal,1991,12(1):1-16．不同于面對業績壓力時經理人在創新投入上的消極態度，機構投資者認為公司抓住良好的機遇，增加技術創新投入有利于公司未來的發展和長期價值的提升。因此，機構投資者持股增強了對經理人的監督以及對公司決策的影響力，能有效地減少經理人的短視行為，降低公司代理成本，從而緩解企業創新投入不足。據此，本文提出假設3：

假設3：機構持股比例負向調節資本市場業績壓力與企業創新投入不足之間的正相關關系。即與機構持股比例較低的公司相比，機構持股比例較高的公司資本市場業績壓力與企業創新投入不足之間的正相關關系有所減弱。

三、實證研究設計

(一)樣本選取與數據來源

本文選取2012-2014年滬深兩市A股制造業上市公司為研究樣本。首先，剔除ST、PT及財務狀況異常(凈資產為負數或營業收入低于1000萬)的上市公司；其次，考慮到新上市公司的不穩定性，也剔除當年新上市的公司；再次，剔除當年發生過重大資產重組(收購或出售的資產超過公司資產總額的50%)的上市公司。共獲得1672個樣本。樣本數據主要來自CCER、CSMAR與WIND數據庫以及東方財富網資訊。

(二)關鍵變量定義

1．被解釋變量。發生創新投入不足(Underinv1)及創新投入不足程度(Underinv2)。本文使用企業每年的R&D支出來表示創新投入，借鑒Richardson(2006)的研究思路，*Richardson S. Over-investment of Free Cash Flow. Review of Accounting Studies,2006,(11):159-189.將企業各年的R&D支出分成兩部分：預期R&D支出和非預期R&D支出。企業預期的R&D支出使用如下模型估計：

Ri,t=β0+β1TobinQi,t+β2Levi,t+β3Cashi,t+β4Sizei,t+β5Agei,t+β6Ri,t-1+YearD+εi,t

(1)

式(1)中，Ri,t表示企業i第t年的R&D支出，計算時使用企業i第t年的研發強度(R&D支出與營業收入的比值)表示；TobinQi,t是企業i第t年的托賓Q值，為企業第t年年初股東權益的市場價值加上凈債務再除以年初總資產；Levi,t是第t年年初企業的資產負債率；Cashi,t表示企業第t年的現金狀況，為經營現金凈流量與年初總資產之比；Sizei,t為企業規模，取第t年年初企業總資產的自然對數；Agei,t是企業截至第t年年初的上市年限；YearD為控制年份的啞變量。

表1 預期 R&D支出的回歸系數

表1列出了模型(1)各變量的回歸系數，將上述系數代入模型(1)可得到各企業第t年預期的R&D支出。用實際的R&D支出減去預期R&D支出，可計算出模型(1)的殘差，若殘差為負表示創新投入不足，Underinv1取1，否則取0；負殘差絕對值大小表示創新投入不足程度Underinv2。

2．解釋變量。資本市場業績壓力(PRS)。資本市場對公司的經營期望，最終會反映在公司股票收益率的變動上，本文借鑒Zhang(2010)的測量方法，*Zhang Y & Gimeno J. Earnings Pressure and Competitive Behavior:Evidence from the US Electricity Industry.Academy of Management Journal,2010,53(4):743-768.根據公司i第t-1年每股收益變化率(ΔEPSit-1/Pit-2)和第t年股票超額收益率(CRETit)預測第t年每股收益期望變動額(E[ΔEPSit])，如式(2)所示。

(2)

式(2)中，Pit表示公司i在第t年末的股價；CRETit表示公司i在第t年相對市場的日累積超額收益率，從公司第t-1年年報公布5個交易日后至第t年年報公布前20個交易日累計計算。參數來自于對樣本公司以前年度數據的回歸分析，回歸模型如下：

ΔEPSit/Pit-1=αt+β1t(ΔEPSit-1/Pit-2) +β2tCRETit+εit

(3)

根據每股收益期望變動額，計算出公司潛在的每股收益(E[Fit])和資本市場業績壓力(PRS)：

E[Fit]=EPSit-1+ E[ΔEPSit]

(4)

PRS=(Fit-E[Fit])/Pit-1

(5)

3．調節變量。其一，經理自主權。不同企業經理自主權的表現形式具有較大差異，為了盡可能全面地反映經理自主權，借鑒張長征等(2006)的測度方法，*張長征、李懷祖、趙西萍：《企業規模、經理自主權與R&D投入關系研究》,《科學學研究》2006年第3期。本文采用職位權(LED)、薪酬權(PAY)和運營權(OPE)三個指標來衡量。

(1)職位權。作為公司的一種治理機制，董事會的結構設置及其獨立性能夠對經理人的行為形成制約。在公司戰略執行過程中，董事會會對經理人進行監督和制約，并依據其經營業績進行考核與獎懲。如果董事長和總經理兩職合一，總經理能夠利用董事長身份干預董事會運作，影響公司戰略決策的制定與執行。因此，經理人是否同時兼任董事長，是經理人權力大小的一個重要特征。

(2)薪酬權。薪酬高低可以反映經理人的人力資本價值。在人力資本市場中，作為管理專業人才的經理人能力越強，其人力資本價值愈大，經理人對內外部利益相關者的影響力也就愈大，相應獲得的薪酬也愈高。為排除企業規模對經理人薪酬的影響，本文使用公司經理人與所有高管平均薪酬的相對值來表示經理人薪酬權，考慮到現有數據庫中缺少經理薪酬方面的具體數據，我們使用公司薪酬最高的前三名高管的薪酬均值近似替代經理人薪酬。經理人相對薪酬越高，表明經理自主權越大。

(3)運營權。Jensen(1986)認為企業運營中的自由現金流量是影響經理人代理成本高低的主要因素之一。自由現金流量的變化能夠反映經理人的投資過度或投資不足，*Scordis N A & Pritchetr S T.Policyholder dividend policy and the costs of managerial discretion.The Journal of Risk and Insurance,1998,65(2):319-330．因此，從公司運營角度可以采用自由現金流量作為經理自主權的衡量指標，指標值越大，表明經理人能夠控制和影響的資源越多，經理人在進行創新投入決策時擁有更大的自主空間。本文使用公司營運資金與營業收入的比值來度量經理人在企業的運營權。

其二，機構持股比例(INS)。各類機構投資者包括證券投資基金、社?；?、QFII、券商、保險公司、企業年金及信托公司持股數量之和與公司流通股股數之比。

4．控制變量。為了控制其他相關因素可能對創新投入不足的影響，本文在模型(6)、(7)中加入了一組控制變量Controls，具體包括：股權集中度(FO)，以第一大股東持股比例衡量；兩權分離(SP)，以實際控制人擁有的控制權比例與所有權比例之差衡量；總經理持股比例(MO)，以年報中披露的總經理持股比例衡量；資產負債率(LEV)，以年末負債總額與資產總額的比值衡量；企業資產規模(SIZE)，以年末資產總額的自然對數衡量；最終控制權性質(SOE)，國有企業與非國有企業績效考核方式存在較大差異，資本市場業績壓力對兩類企業的創新投入行為也可能存在差異，最終控制人為國有企業時賦值為1，非國有企業為0；盈虧平衡(BE)，加入盈虧平衡主要是為了控制市場監管對企業創新投入可能產生的影響，當上市公司出現財務或其他狀況異常，比如連續兩年經審計的凈利潤均為負值時，上市公司股票交易將被實施退市風險警示(ST)，這會造成公司股價下跌，對公司資本運作也會產生諸多不利影響，因此，上市公司為了避免被ST，將有動機進行盈余管理，減少創新投入以實現當期微小盈利或盈虧平衡。當公司凈資產利潤率在(0，1%)之間時，取值為1，其他為0。此外，為了控制年度的影響，在模型中還加入了年度(YearD)虛擬變量。

(三)模型設定

為了檢驗資本市場業績壓力對企業創新投入不足的影響，本文建立計量模型(6)：

Underinv=β0+β1PRS+β2LED+β3PAY+β4OPE+β5INS+β6Controls +ε

(6)

為了檢驗經理自主權與機構持股比例對兩者關系的調節效應，本文在模型(6)的基礎上加入了PRS分別與LED、PAY、OPE以及INS的交互項，得到模型(7)：

Underinv=β0+β1PRS+β2PRS×LED+β3PRS×PAY+β4PRS×OPE+β5PRS×INS

+β6LED+β7PAY+β8OPE+β9INS +β10Controls+ε

(7)

四、實證結果及分析

(一)描述性統計

為便于比較分析，本文依據企業面臨的資本市場業績壓力大小進一步將研究樣本分成兩組，若資本市場業績壓力大于全部樣本的中位數，則歸為業績壓力大組，反之則為壓力小組。表2列出了主要研究變量的描述性指標，包括樣本的均值、標準差以及分組樣本均值比較的T檢驗結果。在創新投入不足方面，全部樣本中有63.4%的企業發生創新投入不足，進一步比較業績壓力大與壓力小兩組樣本，壓力大組樣本均值為0.646，在5%的顯著水平上顯著高于壓力小組樣本均值0.611。在創新投入不足程度方面，全部樣本均值為0.521，分組比較中，業績壓力大組樣本均值0.575在1%的顯著水平上顯著高于壓力小組樣本均值0.428。在之后的Pearson相關性統計分析中，資本市場業績壓力與創新投入不足概率及程度的相關系數分別為0.127和0.096，均在5%的水平上顯著(限于篇幅，本文未列出相關系數表)。上述統計分析結果初步驗證了資本市場業績壓力越大，企業創新投入不足發生的概率與不足程度越高的結論。

表2 變量描述性統計

注：*** P<0.01，**P<0.05，*P<0.1

(二)回歸結果與分析

本文使用模型(6)來檢驗資本市場業績壓力對企業創新投入不足的影響。檢驗結果見表3第(1)列與第(5)列。第(1)列針對企業創新投入不足可能性的檢驗結果，業績壓力PRS的系數為2.658，在5%的水平上顯著；第(5)列針對企業創新投入不足程度的檢驗結果，資本市場業績壓力PRS系數為0.597，在5%的顯著性水平上顯著。檢驗結果顯示，在控制了其他相關影響因素的情況下，資本市場業績壓力與企業創新投入不足顯著正相關，即與企業內部經營期望相比，資本市場經營期望越大，企業發生創新投入不足的可能性越大，且投入不足的程度越高。在隨后的第(2)至(4)列和第(6)至(8)列檢驗中，資本市場業績壓力與企業創新投入不足均顯著正相關，再次支持了假設1。

在假設1的基礎上，本文使用模型(7)對假設2、3進一步進行檢驗，基于內部激勵與外部監督雙重視角，考察經理自主權、機構持股比例對資本市場業績壓力與企業創新投入不足關系的影響。在回歸分析中，為降低原變量與交互項之間的多重共線性，本文對調節變量職位權、薪酬權、運營權及機構持股比例進行了中心化處理，即用每個變量觀測值減去其均值，中心化減小了回歸方程中變量間的多重共線性問題。

表3的第(2)和(6)列分別描述了加入資本市場業績壓力以及經理職位權、薪酬權與運營權交乘項(PRS×LED、PRS×PAY、PRS×OPE)對企業創新投入不足概率與不足程度的回歸結果。結果顯示：PRS在兩列中的系數分別在5%與10%的水平上顯著為正，交乘項PRS×LED的系數分別為-2.028和-0.754，均在5%的水平上顯著；交乘項PRS×PAY在兩列中的系數分別為-0.227和-0.067，分別在5%與10%的水平上顯著；交乘項PRS×OPE在兩列中的系數分別為-0.524和-0.092，均在5%的水平上顯著。這說明經理人兩職合一、高薪酬以及充分的營運資金均負向調節資本市場業績壓力與企業創新投入不足之間的關系，即經理自主權高的公司，更容易激發經理人的競爭性和創新意識，在一定程度上消弱了資本市場業績壓力對企業創新投入不足的正向影響，檢驗結果支持假設2b。另外，通過進一步比較各交乘項系數可以看出，交乘項PRS×LED系數最高，PRS×PAY系數最小，說明在經理自主權中，職位權對資本市場業績壓力和創新投入不足關系的調節效應最大，運營權其次，薪酬權相對較小。表3的第(3)和(7)列分別描述了加入資本市場業績壓力以及機構持股比例交乘項(PRS×INS)對企業創新投入不足概率與不足程度的回歸結果。結果顯示：PRS的系數均顯著為正，交乘項PRS×INS的系數分別為-0.318和-0.083，且分別在10%和5%的顯著性水平上顯著，這表明較高的機構持股比例會削弱資本市場業績壓力對企業創新投入不足的影響，假設3得到了驗證。

表3 回歸分析結果

注：1.各模型都包括年份變量；2.*** P<0.01，**P<0.05，*P<0.1

(三)穩健性檢驗

為體現研究結論的可靠性，本文從以下兩方面進行了穩健性檢驗。首先，重新計算企業創新投入不足及程度。參考Arrfelt等(2013)的研究思路，*Arrfelt M，R M Wiseman & G T M Hult.Looking Backward Instead of Forward: Aspiration-Driven Influences on the Efficiency of the Capital Allocation Process.Academy of Management Journal,2013,56(4):1081-1103.以托賓Q值代表企業成長性，根據企業所在行業托賓Q值的中位數將企業劃分為高成長組和低成長組兩類，若高成長組企業的研發強度(R&D支出與營業收入的比值)小于低成長組平均研發強度，則為創新投入不足，并以企業研發強度與低成長組平均研發強度差的絕對值表示創新投入不足程度。變量重新測量后的檢驗結果與表3基本相同。其次，根據現有研究文獻重新計算資本市場業績壓力，參考 Gentry 等(2013)的測度方法，*Gentry R J & Shen W.The impacts of performance relative to analyst forecasts and analyst coverage on firm R&D intensity.Strategic Management Journal,2013,34(1):121-130．以各期內分析師預測的每股收益(EPS)的平均值作為資本市場對企業未來業績的預期值，然后以公司每股收益的預期值與實際值之差再除以預期值作為資本市場業績壓力的衡量變量。重新計算業績壓力并代入模型(6)、(7)進行檢驗，結果顯示：資本市場業績壓力在與企業創新投入不足及程度關系檢驗中回歸系數分別在10%與5%的水平上顯著為正；在與經理自主權及機構持股比例調節效應的檢驗中，資本市場業績壓力與經理薪酬權交乘項系數不具統計顯著性，這說明，資本市場業績壓力與經理薪酬權的交互影響可能對業績壓力的定義方式較敏感，考慮到使用分析師預測衡量資本市場業績壓力較為簡略，可能是受到指標計算方式的影響。其他變量檢驗結果沒有顯著變化?？傮w上看，穩健性檢驗結果支持了本文的研究結論。

五、研究結論

本文以2012-2014年我國制造業A股上市公司為樣本，實證研究了資本市場經營期望所產生的業績壓力對企業創新投入不足的影響，以及經理自主權與機構持股比例對兩者關系的調節機制。依據研究得到如下結論：

第一，資本市場對企業的經營期望與內部經理人期望差距越大，企業發生創新投入不足的概率和程度越高，這表明資本市場業績壓力會對經理人后續的創新投入決策產生一定的負面影響，從而導致風險規避與自利的經理人更為關注企業當前業績，做出非效率決策。

第二，資本市場業績壓力對經理人非理性創新投入決策的影響會受到企業內部激勵和外部監督的影響。本文重點分析了經理自主權與機構持股比例對資本市場業績壓力與企業創新投入不足之間關系的調節機制。結果顯示，經理自主權高的公司經理人抵御外部因素影響的能力更強，在一定程度上可以減輕資本市場業績壓力引發的企業創新投入不足問題。這表明，在自主權大的環境中經理人可以更好地發揮其專業管理技能，更容易跨越企業內外部各種障礙按照其自身意愿對關鍵資源進行配置，從而保證企業創新活動資金的持續投入，不斷增強企業的創新性與競爭力。另外，較高的機構持股比例能夠在一定程度上減輕資本市場業績壓力對企業創新投入不足的正向影響，這意味著機構投資者通過積極參與公司治理，監督經理人的行為，能夠減少投資者與經理人之間的信息不對稱，有利于解決股東與經理人之間的代理問題。

(責任編輯：欒曉平)

2016-10-11

張 濤，男，中國礦業大學管理學院博士研究生、講師。 朱學義，男，中國礦業大學管理學院教授、博士生導師。 劉梅玲，女，博士、上海國家會計學院講師。

本文系教育部人文社會科學規劃項目“上市公司股權結構對會計政策選擇影響研究”(編號：11YJA630055)、中央高校基本科研業務費資助項目“基于碳減排的會計管理理論與方法創新研究”(編號：JGJ101485)的部分成果。

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1003-4145[2017]02-0135-07