企業(yè)家冒險傾向、區(qū)域冒險精神與企業(yè)創(chuàng)新
——一個有調(diào)節(jié)的中介模型

袁菲菲，謝永珍

(山東大學(xué) 管理學(xué)院，山東 濟南 250100)

0 引言

在后疫情時代，全球經(jīng)濟價值鏈面臨全面調(diào)整，宏觀經(jīng)濟走向未知，數(shù)字化、智能化正加速新工業(yè)革命[1]。隨著人工智能(AI)、量子技術(shù)、腦機接口、生命科學(xué)等高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)更迭，多技術(shù)交叉融合需求更高，掌握前沿科技方向成為國家發(fā)展的關(guān)鍵。為此，世界各國加大前沿技術(shù)支持，全球技術(shù)競爭呈現(xiàn)加速態(tài)勢。疫情導(dǎo)致經(jīng)濟停滯、全球通脹，全球經(jīng)濟更加脆弱，全球價值鏈面臨更加劇烈的調(diào)整。習(xí)近平總書記在中國共產(chǎn)黨第十九次全國代表大會所作的《決勝全面建成小康社會，奪取新時代中國特色社會主義偉大勝利》報告中指出，我國經(jīng)濟已由高速增長階段轉(zhuǎn)向高質(zhì)量發(fā)展階段。企業(yè)是經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展得以實現(xiàn)的微觀主體[2]，技術(shù)創(chuàng)新是實現(xiàn)企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的根本方法[3]。據(jù)國家統(tǒng)計局社科文司2020年10月頒布的《中國創(chuàng)意指數(shù)研究》顯示，2019年中國創(chuàng)新指數(shù)達到228.3(2005年為100)，較上年增長7.8%。創(chuàng)新環(huán)境指數(shù)、創(chuàng)新投入指數(shù)、創(chuàng)新產(chǎn)出指數(shù)和創(chuàng)新成效指數(shù)則分別達到249.9、199.1、295.3和168.8，分別較上年增長10.5%、3.0%、11.8%和3.1%。總體來看，我國研發(fā)投入保持快速增長，企業(yè)創(chuàng)新主體作用持續(xù)穩(wěn)固，創(chuàng)新產(chǎn)出成果豐碩。《國家創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展戰(zhàn)略綱要》指出，技術(shù)創(chuàng)新是創(chuàng)新的核心要素，企業(yè)成為技術(shù)創(chuàng)新增資速度最快的投入主體。

現(xiàn)有企業(yè)創(chuàng)新戰(zhàn)略前置影響因素研究豐富，但高管層面研究主要圍繞專業(yè)背景、受教育程度等顯性特質(zhì)展開，忽略了企業(yè)家的隱性特質(zhì)。《國家創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展戰(zhàn)略綱要》提出，要發(fā)揮企業(yè)家在創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)中的重要作用，大力倡導(dǎo)企業(yè)家精神，依法保護企業(yè)家的創(chuàng)新收益和財產(chǎn)權(quán)，培養(yǎng)出一大批勇于創(chuàng)新、敢于冒險的創(chuàng)新型企業(yè)家，建設(shè)專業(yè)化職業(yè)經(jīng)理人隊伍。根據(jù)高階梯隊理論和領(lǐng)導(dǎo)理論，企業(yè)家個人特質(zhì)對企業(yè)戰(zhàn)略選擇和經(jīng)濟績效具有重要影響。自Gilley等[4]基于風(fēng)險感知視角，提出高管團隊冒險傾向干擾企業(yè)經(jīng)濟行為以來，先后有學(xué)者證實，高管團隊冒險傾向、企業(yè)家冒險傾向、CEO冒險傾向?qū)ζ髽I(yè)績效具有重要影響，具體包含創(chuàng)新績效、公司成長、創(chuàng)業(yè)行為等績效表現(xiàn)形式[5-11]。部分學(xué)者關(guān)注高管團隊整體的冒險精神，忽略了企業(yè)家作為高管團隊核心成員，個人特質(zhì)對決策行為和企業(yè)績效的重要影響[6-7]。有學(xué)者將企業(yè)家冒險傾向作為創(chuàng)新決策外部情境因素納入模型，探究其在創(chuàng)新投入強度和企業(yè)績效間的調(diào)節(jié)作用，忽視了企業(yè)家冒險精神作為管理者特質(zhì)，是企業(yè)創(chuàng)新決策的重要前置影響因素[8-10]。劉興國和張航燕[12]使用資產(chǎn)負債率、投資收益占比和小股東持股比例作為冒險精神的代理變量，實證檢驗發(fā)現(xiàn)，冒險精神與創(chuàng)新精神互為因果，且冒險精神對企業(yè)成長具有顯著負向影響，但未對作用路徑進行深入探討。此外，既有研究在考慮企業(yè)家冒險傾向的作用邊界時，關(guān)注企業(yè)家本身特質(zhì)或外部經(jīng)濟環(huán)境的影響[11]，未充分考慮與企業(yè)家價值觀聯(lián)系更為緊密的文化環(huán)境，企業(yè)家冒險傾向的作用路徑和作用邊界仍有待探究。

創(chuàng)新要素論指出，影響企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的內(nèi)外部因素眾多，區(qū)域文化作為外部非正式制度的重要內(nèi)容對企業(yè)創(chuàng)新決策具有重要影響。企業(yè)創(chuàng)新決策不僅受個人冒險意識的驅(qū)動作用，也受區(qū)域環(huán)境氛圍的影響。區(qū)域文化通過管理者價值觀、企業(yè)文化等方式間接影響企業(yè)戰(zhàn)略決策，對企業(yè)家個人特質(zhì)具有重要調(diào)節(jié)作用。由于文化變量難以度量，其作用方式也難以推導(dǎo)，既有研究大多仍停留在問卷調(diào)查、理論分析等層面，其科學(xué)性有待提升。創(chuàng)新需要冒險，冒險精神作為區(qū)域文化的重要內(nèi)容，與企業(yè)創(chuàng)新緊密關(guān)聯(lián)。企業(yè)家冒險傾向?qū)?chuàng)新決策的影響也受區(qū)域文化影響，特別是區(qū)域冒險精神的影響。謝永珍和袁菲菲[13]通過對2014—2019年上市公司樣本進行實證檢驗發(fā)現(xiàn)，區(qū)域冒險精神非線性調(diào)節(jié)董事會對創(chuàng)新投入決策選擇的影響。

基于此，本文構(gòu)建區(qū)域冒險精神調(diào)節(jié)下企業(yè)家冒險傾向?qū)ζ髽I(yè)創(chuàng)新決策和創(chuàng)新績效的影響模型，旨在探究：①企業(yè)家冒險傾向?qū)?chuàng)新投入和創(chuàng)新績效的影響；②創(chuàng)新投入在企業(yè)家冒險傾向與創(chuàng)新績效間的中介效應(yīng)；③不同區(qū)域冒險精神情境下，企業(yè)家冒險傾向?qū)?chuàng)新投入和創(chuàng)新績效的影響差異；④區(qū)域冒險精神對創(chuàng)新投入中介效應(yīng)的調(diào)節(jié)作用。

1 理論分析與研究假設(shè)

1.1 企業(yè)家冒險傾向?qū)?chuàng)新投入與創(chuàng)新績效的影響

根據(jù)高階梯隊理論，企業(yè)中管理者依據(jù)自身價值觀、個性、認知模式和行為特征對企業(yè)內(nèi)外部信息進行解讀，在有限理性前提下作出戰(zhàn)略決策，進而影響決策結(jié)果即企業(yè)績效[14-15]。企業(yè)家冒險傾向是指企業(yè)管理者在外部風(fēng)險情境下，對日常經(jīng)營管理的冒險性偏好程度[10]。不同個體由于個性特質(zhì)、文化背景、社會經(jīng)驗等因素差異，面對不確定性和風(fēng)險時的表現(xiàn)會有所不同[16]。企業(yè)創(chuàng)新具有結(jié)果不確定性和收益滯后性等特征，是需要企業(yè)家進行冒險的決策行為。偏好風(fēng)險的企業(yè)家比畏懼風(fēng)險的企業(yè)家更熱衷于投資風(fēng)險性較強的項目，而且更注重創(chuàng)新績效提升[17]。

已有研究顯示，管理者冒險傾向正向影響企業(yè)創(chuàng)新決策和創(chuàng)新績效[18]。黃珊珊和邵穎紅[19]從高管自信角度研究發(fā)現(xiàn)，具有較高冒險傾向和創(chuàng)新意識的企業(yè)家希望通過創(chuàng)新項目成功證明自身實力；王素蓮[9]指出，企業(yè)要增強創(chuàng)新能力，應(yīng)積極啟用敢于冒險、善于冒險的企業(yè)家，企業(yè)家冒險傾向?qū)ζ髽I(yè)創(chuàng)新績效具有正向影響；劉興國和張航燕[12]發(fā)現(xiàn)，企業(yè)內(nèi)部創(chuàng)新精神和冒險精神互為因果，冒險精神對企業(yè)成長具有顯著影響。一方面，冒險傾向強的企業(yè)家對冒險行為產(chǎn)生的收益更加樂觀，追求高風(fēng)險高收益的投資行為；另一方面，偏好冒險的企業(yè)家希望通過創(chuàng)新收益彰顯才能，證明自身管理能力(易靖韜等，2015)。由此，本文提出以下假設(shè)：

H1：企業(yè)家冒險傾向?qū)?chuàng)新績效具有正向影響。

H2：企業(yè)家冒險傾向?qū)?chuàng)新投入具有正向影響。

1.2 創(chuàng)新投入對創(chuàng)新績效的影響

資源基礎(chǔ)觀指出，異質(zhì)性資源可以為企業(yè)帶來競爭優(yōu)勢[20]。研發(fā)投入是企業(yè)獲取異質(zhì)性資源與創(chuàng)新收益的主要渠道[9]。Griliches[21]、Romer[22]采用生產(chǎn)函數(shù)證實研發(fā)投入影響企業(yè)生產(chǎn)力；官建成和史曉敏[23]實證結(jié)果發(fā)現(xiàn)，研發(fā)投入增加能夠促進企業(yè)研發(fā)能力增強，而研發(fā)能力是創(chuàng)新績效提升的關(guān)鍵因素；魯志國[24]指出，R&D活動是技術(shù)創(chuàng)新的核心環(huán)節(jié)。R&D活動是指企業(yè)將人力資源與物質(zhì)資源相結(jié)合，致力于新技術(shù)、新產(chǎn)品開發(fā)的過程。企業(yè)期望通過新技術(shù)、新產(chǎn)品開拓市場以創(chuàng)造收益，獲取核心競爭力[25]，并使用新技術(shù)改變生產(chǎn)工藝，降低生產(chǎn)成本，提升產(chǎn)品質(zhì)量，進而獲取更大市場份額，促進自身績效增長。由此，本文提出以下假設(shè)：

H3：創(chuàng)新投入對創(chuàng)新績效具有正向影響。

1.3 創(chuàng)新投入在企業(yè)家冒險傾向與創(chuàng)新績效間的中介效應(yīng)

Carpenter[26]指出，高階梯隊理論的原始模型并不完善，未考慮高管特質(zhì)主要通過中介變量對企業(yè)績效產(chǎn)生影響；謝永珍[27]指出，企業(yè)績效前置影響因素是決策行為的結(jié)構(gòu)特征。為打開企業(yè)決策研究的“黑箱”，后續(xù)有學(xué)者關(guān)注高管特質(zhì)對企業(yè)績效影響的傳導(dǎo)機制，將高管決策結(jié)果、決策強度、決策氛圍作為中介變量納入模型[11，28-31]。具體落實到企業(yè)創(chuàng)新績效，有學(xué)者在研究創(chuàng)新績效前置影響因素時，將創(chuàng)新投入強度作為中介變量納入模型，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，企業(yè)特質(zhì)首先影響創(chuàng)新決策結(jié)果如研發(fā)投入，再通過研發(fā)投入創(chuàng)造企業(yè)創(chuàng)新績效[13，32]。

依據(jù)結(jié)構(gòu)—行為—績效邏輯范式，企業(yè)非正式制度通過決策行為對企業(yè)績效產(chǎn)生影響。企業(yè)家冒險傾向作為高管特質(zhì)，是企業(yè)內(nèi)部非正式結(jié)構(gòu)，首先影響企業(yè)家自身價值判斷和戰(zhàn)略選擇。企業(yè)家依據(jù)個人風(fēng)險偏好，對內(nèi)外部信息進行分析和判斷，進而作出創(chuàng)新戰(zhàn)略決策。創(chuàng)新戰(zhàn)略通過實踐將創(chuàng)新投入轉(zhuǎn)化為專利、專有技術(shù)或產(chǎn)品等，從而真正獲得創(chuàng)新績效[13]。簡單來說，創(chuàng)新投入是企業(yè)家冒險傾向發(fā)揮作用的決策結(jié)果，而創(chuàng)新績效是創(chuàng)新投入產(chǎn)生收益的結(jié)果，企業(yè)家冒險傾向通過干擾創(chuàng)新決策制定對創(chuàng)新績效產(chǎn)生影響。因此，本文提出以下假設(shè)：

H4：創(chuàng)新投入在企業(yè)家冒險傾向和創(chuàng)新績效間發(fā)揮中介作用。

1.4 區(qū)域冒險精神在企業(yè)家冒險傾向、創(chuàng)新投入、創(chuàng)新績效間的調(diào)節(jié)作用

創(chuàng)新戰(zhàn)略是企業(yè)內(nèi)外部要素綜合作用的結(jié)果[33]。區(qū)域文化是企業(yè)制定創(chuàng)新戰(zhàn)略的重要情境因素，根據(jù)文化嵌入理論，人的行為和企業(yè)決策均受文化氛圍的影響。企業(yè)家精神在很大程度上是一種區(qū)域性現(xiàn)象[34]。企業(yè)創(chuàng)新不僅需要大規(guī)模研發(fā)投入，而且需要創(chuàng)新文化氛圍支撐[35]，文化差異能夠顯著影響企業(yè)創(chuàng)新行為[36]。Hofstede[37]指出，文化對企業(yè)決策的作用主要通過影響權(quán)利分配、決策者價值觀、普通員工行為方式及外部人員價值取向得以實現(xiàn)，企業(yè)家冒險傾向是決策者價值觀的重要表現(xiàn)。

與企業(yè)創(chuàng)新行為密切相關(guān)的是區(qū)域冒險精神，創(chuàng)新需要冒險精神[19]。區(qū)域冒險精神對企業(yè)創(chuàng)新的影響主要有3個方面：一是影響區(qū)域人群的思維模式和行為方式。區(qū)域冒險傾向不同，區(qū)域文化開放性、包容性也有所差異，個體創(chuàng)新接受程度、消費者消費模式、人際交往間的信任水平均受到影響。二是影響企業(yè)文化和企業(yè)家風(fēng)格。企業(yè)家的創(chuàng)業(yè)意識、創(chuàng)新訴求、創(chuàng)新文化底蘊均受外部區(qū)域冒險精神的影響，進一步表現(xiàn)在企業(yè)人才選拔、治理結(jié)構(gòu)等內(nèi)部制度安排上。此外，在冒險傾向突出的地區(qū)，企業(yè)往往鼓勵創(chuàng)新、包容風(fēng)險，更易吸引具有冒險精神和創(chuàng)新能力的人才，從而進一步強化企業(yè)創(chuàng)新文化。三是影響區(qū)域政府創(chuàng)新角色定位。政府在區(qū)域創(chuàng)新體系中可以扮演服務(wù)者、協(xié)調(diào)者或管理者角色，不同的冒險精神氛圍下，政府對創(chuàng)新的態(tài)度不同。冒險傾向和創(chuàng)新力較強的政府，注重制定區(qū)域創(chuàng)新制度，扶持企業(yè)創(chuàng)新，促進產(chǎn)學(xué)研高度協(xié)調(diào)，提高創(chuàng)新效率，并推動區(qū)域管理創(chuàng)新、服務(wù)創(chuàng)新及融資創(chuàng)新，能夠為企業(yè)創(chuàng)新帶來政策和制度便利。

在冒險精神較強的區(qū)域，創(chuàng)新被視為促進企業(yè)核心競爭力提升的關(guān)鍵因素。企業(yè)家冒險傾向在區(qū)域冒險精神的助推下，更容易得到企業(yè)內(nèi)部認可，促進創(chuàng)新決策制定，并推動創(chuàng)新投入轉(zhuǎn)化為創(chuàng)新成果。文化是把“雙刃劍”，當(dāng)區(qū)域冒險精神不斷提升時，企業(yè)追求創(chuàng)新的外部壓力大于內(nèi)部驅(qū)動力，逐漸弱化企業(yè)家冒險精神對創(chuàng)新行為的促進作用。區(qū)域冒險精神作為企業(yè)外部情境，對企業(yè)內(nèi)部資源具有替代效應(yīng)[13]。當(dāng)外部驅(qū)動力過大時，企業(yè)本身特質(zhì)的作用發(fā)揮受到限制，企業(yè)家冒險傾向?qū)?chuàng)新行為和創(chuàng)新績效的促進作用降低。由此，本文提出以下假設(shè)：

H5：區(qū)域冒險精神對企業(yè)家冒險傾向與創(chuàng)新績效關(guān)系的調(diào)節(jié)作用呈倒U型。

H6：區(qū)域冒險精神對企業(yè)家冒險傾向與創(chuàng)新投入關(guān)系的調(diào)節(jié)作用呈倒U型。

1.5 區(qū)域冒險精神對創(chuàng)新投入中介效應(yīng)的調(diào)節(jié)作用

基于以上假設(shè)，本文建立一個有調(diào)節(jié)的中介模型(見圖1)，即企業(yè)家冒險傾向通過創(chuàng)新投入對創(chuàng)新績效的影響受區(qū)域冒險精神的調(diào)節(jié)。據(jù)此，揭示企業(yè)家冒險傾向?qū)ζ髽I(yè)創(chuàng)新的作用機制及邊界條件。在不同區(qū)域冒險精神情境下，企業(yè)家冒險傾向的作用不同，創(chuàng)新投入的中介效應(yīng)也不同。冒險精神較強的區(qū)域，R&D活動作為高風(fēng)險、高收益的投資項目更易被視為創(chuàng)新績效獲取的主要方式[13]，但也存在企業(yè)家冒險傾向的作用被外部壓力所替代，創(chuàng)新投入在企業(yè)家冒險傾向和創(chuàng)新績效間的中介作用降低的情況。隨著區(qū)域冒險精神的變化，創(chuàng)新投入的中介作用也會產(chǎn)生變化，故本文提出以下假設(shè)：

圖1 企業(yè)家冒險傾向、區(qū)域冒險精神、創(chuàng)新投入與創(chuàng)新績效的作用機理

H7：區(qū)域冒險精神對創(chuàng)新投入在企業(yè)家冒險傾向和創(chuàng)新績效間的中介效應(yīng)具有調(diào)節(jié)作用。

2 研究設(shè)計

2.1 樣本選取與數(shù)據(jù)來源

選擇2014—2019年滬深兩市A股上市公司作為初始樣本，剔除ST、*ST，以及數(shù)據(jù)缺失樣本，最終得到12 647個有效樣本點。考慮數(shù)據(jù)資料可得性和可靠性，剔除香港與澳門兩個特別行政區(qū)以及臺灣地區(qū)相關(guān)數(shù)據(jù)。企業(yè)數(shù)據(jù)主要來自國泰安公司研究系列財務(wù)指標、上市公司研發(fā)創(chuàng)新、行業(yè)財務(wù)指標等數(shù)據(jù)庫，缺失部分根據(jù)企業(yè)年報手動整理獲得，區(qū)域?qū)用鏀?shù)據(jù)來自國家統(tǒng)計局和各省市統(tǒng)計局網(wǎng)站。

2.2 變量定義

2.2.1 被解釋變量：創(chuàng)新績效(CPER)

創(chuàng)新績效衡量方法有兩種方式，即企業(yè)專利數(shù)量和新產(chǎn)品收益情況。由于各企業(yè)新產(chǎn)品收益數(shù)據(jù)難以統(tǒng)計，本文借鑒易靖韜(2015)、武志勇等[38]的研究成果，采用專利數(shù)衡量企業(yè)創(chuàng)新績效，此處專利數(shù)是指年度內(nèi)授權(quán)專利數(shù)。考慮專利數(shù)據(jù)的右偏分布，同時為避免因零專利情況下丟失觀測值，本文數(shù)據(jù)采用加1取對數(shù)形式進行處理。

2.2.2 解釋變量：企業(yè)家冒險傾向(RTP)

對于高管層面的冒險傾向，既有研究主要有兩種測量方式：一是使用高管團隊風(fēng)險量表[4,39]；二是使用財務(wù)指標。問卷數(shù)據(jù)采集存在主觀片面性，財務(wù)指標更能確保數(shù)據(jù)的可靠性。因此，本文借鑒齊秀輝等[10]的數(shù)據(jù)衡量方法，采用企業(yè)風(fēng)險資產(chǎn)占總資產(chǎn)的比值進行測度。其中，風(fēng)險資產(chǎn)包括企業(yè)可供出售的金融資產(chǎn)、持有至到期投資、投資性房地產(chǎn)3類長期資產(chǎn)和交易性金融資產(chǎn)，以及應(yīng)收賬款兩類短期資產(chǎn)。風(fēng)險資產(chǎn)投資是企業(yè)家冒險傾向的表現(xiàn)，風(fēng)險資產(chǎn)越多，企業(yè)家冒險傾向越顯著。

2.2.3 中介變量：創(chuàng)新投入(RDR)

企業(yè)創(chuàng)新投入主要有兩個衡量指標：R&D凈值和R&D占比。考慮到企業(yè)規(guī)模對凈值的影響較大，本文借鑒前人研究成果，使用R&D費用占總資產(chǎn)的比率衡量企業(yè)創(chuàng)新投入。

2.2.4 調(diào)節(jié)變量：區(qū)域冒險精神(RAS)

在區(qū)域冒險精神測度方面，大部分文獻使用問卷調(diào)查等一手數(shù)據(jù)，也有部分文獻借鑒風(fēng)險偏好測度方法，采用風(fēng)險溢價等方式，但均不適用于區(qū)域?qū)用妗⒖贾x永珍和袁菲菲[13]的研究方法，采用3年新增的私營企業(yè)數(shù)*10000/15～60歲人口數(shù)衡量區(qū)域文化對冒險的偏好。創(chuàng)業(yè)活動具有高投資、長周期、高風(fēng)險等特性，本質(zhì)是突破自我、尋求冒險的經(jīng)濟行為，主要通過經(jīng)濟投入和勞動付出獲取收益，與企業(yè)內(nèi)部創(chuàng)新行為邏輯一致，價值取向一致，故本文采用該衡量方法。

2.2.5 控制變量

考慮到變量涉及企業(yè)和區(qū)域兩個層面，本文在企業(yè)層面選擇各類可能對企業(yè)創(chuàng)新活動產(chǎn)生影響的財務(wù)指標，包括企業(yè)規(guī)模(總資產(chǎn))、主營業(yè)務(wù)收入、邊際利潤率等。為避免回歸系數(shù)過大，對部分數(shù)據(jù)進行對數(shù)化處理。另外，將地區(qū)上一年度GDP作為區(qū)域?qū)用娴目刂谱兞?以省級區(qū)域為單位)，將企業(yè)行業(yè)屬性和統(tǒng)計年份作為虛擬變量加以控制，各變量名稱和衡量方法具體見表1。

表1 變量名稱與衡量方法

2.3 模型設(shè)計

本文涉及中介效應(yīng)、調(diào)節(jié)效應(yīng)以及有中介的調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗[33-34]，故參照溫忠麟等[40]、Hayes[41]的檢驗方法，構(gòu)建以下模型：

CPER=β0+β1RTP+β2Controls+ε

(1)

RDR=β0+β1RTP+β2Controls+ε

(2)

CPER=β0+β1RDR+β2Controls+ε

(3)

CPER=β0+β1RTP+β2RDR+β3Controls+ε

(4)

CPER=β0+β1RTP+β2RAS2+β3RTP×RAS2+β4Controls+ε

(5)

RDR=β0+β1RTP+β2RAS2+β3RTP×RAS2+β4Controls+ε

(6)

CPER=β0+β1RTP+β2RAS2+β3RTP×RAS2+β4RDR+β5Controls+ε

(7)

以上模型分別對應(yīng)本文H1—H7，模型1檢驗企業(yè)家冒險傾向?qū)?chuàng)新績效的影響；模型2檢驗企業(yè)家冒險傾向?qū)?chuàng)新投入的影響；模型3檢驗創(chuàng)新投入對創(chuàng)新績效的影響；模型4檢驗創(chuàng)新投入在企業(yè)家冒險傾向與創(chuàng)新績效間的中介效應(yīng)；模型5檢驗企業(yè)家冒險傾向與區(qū)域冒險精神的交互項對創(chuàng)新績效的影響，即探究區(qū)域冒險精神對企業(yè)家冒險傾向與創(chuàng)新績效關(guān)系的調(diào)節(jié)作用；模型6探究區(qū)域冒險精神對企業(yè)家冒險傾向與創(chuàng)新投入關(guān)系的調(diào)節(jié)作用；模型7是全要素模型，也是中介效應(yīng)和調(diào)節(jié)效應(yīng)共同發(fā)揮作用的模型，用以檢驗區(qū)域冒險精神對創(chuàng)新投入中介效應(yīng)的調(diào)節(jié)作用。Controls是本文控制變量的總稱，β是各指標回歸系數(shù)，ε是隨機干擾性。

3 實證結(jié)果與分析

3.1 描述性統(tǒng)計與相關(guān)性分析

3.1.1 描述性統(tǒng)計

本文對主要變量進行分年度描述性統(tǒng)計,方差檢驗(ANOVA)結(jié)果顯示，各變量在不同年份差異顯著。2015年后，創(chuàng)新績效、企業(yè)家冒險傾向、創(chuàng)新投入和區(qū)域冒險精神平均值均呈現(xiàn)逐年遞增趨勢。由此可見，不論是企業(yè)對創(chuàng)新活動的重視程度，還是區(qū)域和個人冒險傾向均逐步提升。2018年、2019年創(chuàng)新績效標準差顯著提升，可見企業(yè)間創(chuàng)新成果差距逐漸拉大，創(chuàng)新投入標準差基本穩(wěn)定。企業(yè)家冒險傾向標準差未見明顯變化，可見企業(yè)家個人特質(zhì)基本保持穩(wěn)定。但2015年后，區(qū)域冒險精神標準差逐漸提升，一方面是因為地方政策差異和經(jīng)濟發(fā)展不平衡造成區(qū)域經(jīng)濟文化差異顯著，特別是區(qū)域創(chuàng)業(yè)熱情差異顯著；另一方面，隨著改革開放的發(fā)展，各地區(qū)文化多元性進一步提升，在外來文化沖擊下，各地區(qū)文化差異進一步加強。

表2 主要變量描述性統(tǒng)計結(jié)果

3.1.2 Person相關(guān)性檢驗

表3顯示，變量兩兩之間相關(guān)系數(shù)最大值為0.104，遠小于0.8。后續(xù)回歸模型中主要變量的VIF值最大為1.917，遠小于臨界值10，故本研究不存在嚴重的多重共線性問題。此外，表3顯示，企業(yè)家冒險傾向與創(chuàng)新績效正相關(guān)(β=0.069，p<0.01)，與創(chuàng)新投入正相關(guān)(β=0.092，p<0.01)，初步支持H1、H2。創(chuàng)新投入與創(chuàng)新績效也顯著正相關(guān)(β=0.039，p<0.01)，初步驗證H3。

表3 主要變量相關(guān)性分析結(jié)果

3.2 層次回歸分析

為確保研究數(shù)據(jù)的一致性，本文對回歸模型中的數(shù)據(jù)進行標準化處理，前3個模型的被解釋變量是創(chuàng)新投入(RDR)。M1只納入控制變量，結(jié)果顯示本文控制變量成立(R2=0.254，F(xiàn)值=307.36，P<0.01)，控制變量對創(chuàng)新投入的解釋力度達到25.4%。M2在M1基礎(chǔ)上加入解釋變量企業(yè)家冒險傾向(RTP)，結(jié)果顯示，企業(yè)家冒險傾向?qū)?chuàng)新投入具有顯著正向影響(β=0.020，P<0.05)，H2得到驗證，企業(yè)家冒險傾向?qū)?chuàng)新投入具有顯著正向影響。M3在M2基礎(chǔ)上納入調(diào)節(jié)變量和交互項，因本文認為區(qū)域冒險精神的調(diào)節(jié)作用呈倒U型，故此處納入?yún)^(qū)域冒險精神的二次項。結(jié)果顯示，雖然區(qū)域冒險精神的二次項顯著，但與自變量的交互項不顯著，只能說明區(qū)域冒險精神對創(chuàng)新投入具有倒U型影響，但不能調(diào)節(jié)企業(yè)家冒險傾向?qū)?chuàng)新投入的影響，H6未得到檢驗。相較于M1,M2和M3的R2都呈現(xiàn)上升趨勢，說明引入的變量有效，能夠提升模型解釋力。

M4—M6的被解釋變量是創(chuàng)新績效(CPER)。同樣M4只納入控制變量，結(jié)果顯示，控制變量成立(R2=0.174，F(xiàn)值=190.23，P<0.01)，控制變量對創(chuàng)新績效的解釋力度達到17.4%。M5加入解釋變量企業(yè)家冒險傾向(RTP)，結(jié)果顯示，企業(yè)家冒險傾向?qū)?chuàng)新績效具有正向影響(β=0.066，P<0.01)，H1通過檢驗。M6在M4的基礎(chǔ)上納入中介變量創(chuàng)新投入(RDR)，結(jié)果顯示，創(chuàng)新投入對創(chuàng)新績效具有顯著正向影響(β=0.157，P<0.01)，H3得到驗證。M7同時加入解釋變量和中介變量，結(jié)果顯示加入中介變量后，自變量系數(shù)降低，說明存在部分中介作用，即創(chuàng)新投入在企業(yè)家冒險傾向與創(chuàng)新績效間發(fā)揮部分中介作用，H4通過檢驗。M8在M5基礎(chǔ)上加上調(diào)節(jié)變量和交互項，結(jié)果顯示，區(qū)域冒險精神(RAS)二次項的調(diào)節(jié)作用顯著為負(β=-0.020，P<0.05)，H5通過檢驗。M9是本文全要素模型，在同時納入解釋變量、中介變量、調(diào)節(jié)變量和交互項后，結(jié)果顯示，企業(yè)家冒險傾向?qū)?chuàng)新績效的正向影響、創(chuàng)新投入對創(chuàng)新績效的正向影響以及區(qū)域冒險精神的倒U型調(diào)節(jié)作用依舊顯著。其中，M6的ΔR2揭示的是模型在擁有控制變量后，納入中介變量所產(chǎn)生的解釋力差異；M7的ΔR2揭示的是模型在擁有解釋變量后，納入中介變量所產(chǎn)生的解釋力差異；M8的ΔR2揭示的是模型在擁有解釋變量后，納入調(diào)節(jié)變量和交互項所產(chǎn)生的解釋力差異； M9的ΔR2揭示的是模型在擁有解釋變量和中介變量后，納入調(diào)節(jié)變量和交互項所產(chǎn)生的解釋力差異。

表4結(jié)果顯示，創(chuàng)新投入在企業(yè)家冒險傾向與創(chuàng)新績效間發(fā)揮部分中介作用，為進一步檢驗中介作用的效應(yīng)值，本文使用SPSS中的Process程序[42]，基于拔靴法(Bootstrapping)估計變量間的直接效應(yīng)、間接效應(yīng)和總效應(yīng)值，結(jié)果見表5。

表4 層級回歸分析結(jié)果

表5 企業(yè)家冒險傾向通過創(chuàng)新投入對創(chuàng)新績效的直接、間接及總效應(yīng)

表5結(jié)果顯示，第一階段企業(yè)家冒險傾向?qū)?chuàng)新投入的影響系數(shù)為0.022 0，且95%置信區(qū)間不包含0，影響顯著。同理，第二階段創(chuàng)新投入對創(chuàng)新績效的影響系數(shù)為0.159 5，且影響顯著。直接效應(yīng)即企業(yè)家冒險傾向不通過創(chuàng)新投入直接對創(chuàng)新績效產(chǎn)生的影響，其系數(shù)為0.063 7；間接影響是指企業(yè)家冒險傾向通過創(chuàng)新投入對創(chuàng)新績效產(chǎn)生的影響，系數(shù)為0.003 5，均顯著。故企業(yè)家冒險傾向?qū)?chuàng)新績效的總影響系數(shù)(直接效應(yīng)系數(shù)+間接效應(yīng)系數(shù))為0.067 2。創(chuàng)新投入的部分中介效應(yīng)再次得到驗證，H4通過檢驗。創(chuàng)新投入的中介效應(yīng)見圖2。

圖2 創(chuàng)新投入在企業(yè)家冒險傾向與創(chuàng)新績效間的中介效應(yīng)

3.3 有調(diào)節(jié)的中介分析

本文使用Preacher等[43]提出的方法分析有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)，依據(jù)Process程序中的Model 8進行檢驗。表6結(jié)果顯示，當(dāng)區(qū)域冒險精神取值較小(均值減去一倍標準差)、適中(均值)、較大(均值加上一倍標準差)時，創(chuàng)新投入的中介效應(yīng)逐漸降低，說明區(qū)域冒險精神負向調(diào)節(jié)創(chuàng)新投入的中介作用，但調(diào)節(jié)作用是否顯著還需根據(jù)差異值的顯著性加以判斷。數(shù)據(jù)結(jié)果顯示，差異值確實為負，但其在95%置信區(qū)間取值包含0(置信區(qū)間為-0.003 0～0.002 1)，有調(diào)節(jié)的中介作用差異性不顯著。結(jié)合上文研究結(jié)果，區(qū)域冒險精神調(diào)節(jié)企業(yè)家冒險傾向?qū)?chuàng)新績效的影響，但不調(diào)節(jié)企業(yè)家冒險傾向?qū)?chuàng)新投入的影響，意味著中介變量的前半段調(diào)節(jié)作用不顯著。因此，調(diào)節(jié)變量無法影響創(chuàng)新投入的中介效應(yīng)，符合邏輯，H7未通過檢驗。

表6 創(chuàng)新投入在區(qū)域冒險精神調(diào)節(jié)下的中介效應(yīng)檢驗結(jié)果

3.4 穩(wěn)健性檢驗

3.4.1 跨層檢驗

最小二乘法(OLS)默認變量具有獨立性，考慮到區(qū)域冒險精神屬于區(qū)域?qū)用鏀?shù)據(jù)，同一區(qū)域內(nèi)企業(yè)變量可能存在關(guān)聯(lián)，與基礎(chǔ)假定產(chǎn)生沖突。因此，本文使用多層線性模型(模型8、模型9)重新檢驗區(qū)域冒險精神的跨層調(diào)節(jié)作用，回歸結(jié)果見表7。

第一層次：RDRij=β0j+β1jRTPij+β2jControls+εij

第二層次：β0j=γ00+μ0j

β1j=γ10+γ11RASj+μ1j

β2j=γ20+μ2j

(8)

第一層次：CPERij=β0j+β1jRTPij+β2jControls+εij

第二層次：β0j=γ00+μ0j

β1j=γ10+γ11RASj+μ1j

β2j=γ20+μ2j

(9)

模型中i代表企業(yè)編號，j代表區(qū)域編號，RTPij、RDRij、CPERij分別代表第j個區(qū)域中第i個企業(yè)的企業(yè)家冒險傾向、創(chuàng)新投入和創(chuàng)新績效。RASj代表第j個區(qū)域的冒險精神。考慮到變量涉及多個年份，本文將跨層匹配IP設(shè)置為區(qū)域和年份編碼的結(jié)合，如北京市2014年數(shù)據(jù)IP為14，北京市2015年數(shù)據(jù)IP為15，天津市2014年數(shù)據(jù)IP為24，以此類推。年份變量不再作為控制變量，行業(yè)變量以數(shù)值形式作為控制變量納入模型。

表7結(jié)果顯示，在跨層模型中，區(qū)域?qū)用娴目刂谱兞縂DP-1顯著性提升，調(diào)節(jié)變量區(qū)域冒險精神(RAS)的二次項仍只調(diào)節(jié)企業(yè)家冒險傾向與創(chuàng)新績效的關(guān)系，不調(diào)節(jié)企業(yè)家冒險傾向與創(chuàng)新投入的關(guān)系，與上文結(jié)論一致。M10和M12為跨層模型中的空模型，用以計算組內(nèi)相關(guān)系數(shù)ICC值(ICC=組間方差/(組間方差+組內(nèi)方差))，結(jié)果顯示，創(chuàng)新投入和創(chuàng)新績效作為被解釋變量時，組內(nèi)相關(guān)系數(shù)即區(qū)域?qū)用鏀?shù)據(jù)對被解釋變量的解釋力度分別為4.950%、3.596%，由于ICC值均小于5%，故本文無需使用跨層模型，使用傳統(tǒng)OLS模型即可[44]。

表7 區(qū)域冒險精神的跨層調(diào)節(jié)作用

3.4.2 異方差檢驗

為避免異方差對回歸模型的影響，本研究進一步計算出層次回歸模型中的殘差值，具體包含未標準化殘差項和殘差絕對值。結(jié)果顯示，絕大多數(shù)殘差圍繞0在(-2，2)區(qū)間隨機分布，初步滿足回歸模型的基本假定。進一步檢驗自變量RTP與殘差絕對值的斯皮爾曼(Spearman)等級相關(guān)系數(shù)，結(jié)果顯示，相關(guān)系數(shù)為0.003，P值為0.739，遠遠大于0.1，故本文不存在異方差。

3.4.3 自相關(guān)檢驗

首先，結(jié)果顯示，殘差分布無明顯線性，可以初步判斷本文數(shù)據(jù)不存在時間序列自相關(guān)。其次，按層次回歸模型進行計算，當(dāng)被解釋變量為RDR時，全要素模型DW值為1.890，當(dāng)被解釋變量為CPER時，全要素模型DW值為1.963，均接近2，可推斷本文數(shù)據(jù)不存在自相關(guān)性。

3.5 進一步探究

單因素方差分析(ANOVA)結(jié)果顯示，企業(yè)家冒險傾向(RTP)在行業(yè)間差異顯著(p<0.01)。為進一步探究行業(yè)屬性對企業(yè)家冒險傾向與創(chuàng)新績效關(guān)系的影響，本文將行業(yè)競爭程度作為調(diào)節(jié)變量納入模型。行業(yè)競爭程度作為外部治理機制，主要通過市場競爭壓力產(chǎn)生的破產(chǎn)威脅對管理者決策發(fā)揮作用(李長娥、謝永珍，2016)。企業(yè)創(chuàng)新是高風(fēng)險高收益的投資項目，在激烈的市場競爭情境下，企業(yè)創(chuàng)新投入熱情較高，需要通過產(chǎn)品創(chuàng)新提升自身競爭力。強大的外部競爭壓力能夠強化企業(yè)家冒險傾向，促進其對創(chuàng)新績效發(fā)揮正向作用。

參照既有研究成果，本文使用赫芬達爾指數(shù)(HHI)衡量行業(yè)競爭程度。企業(yè)樣本綜合上證A股和深證A股企業(yè)，剔除ST或*ST、當(dāng)年新上市、已退市或被暫停上市的公司，依據(jù)2012版證監(jiān)會行業(yè)分類代碼對樣本進行歸類，分別計算各行業(yè)HHI指數(shù)。此處HHI指數(shù)是逆指標，數(shù)值越大，市場集中度越高，競爭力越弱；數(shù)值越接近0，市場越分散，競爭程度越高。行業(yè)競爭程度的調(diào)節(jié)作用檢驗結(jié)果見表8，其中，M15的ΔR2是M15與M2中R2的差值，表示在加入控制變量和自變量RTP后再加入HHI，模型對RDR解釋力度的變化。同理，M18的ΔR2是M18與M5中R2的差值，表示在加入控制變量和自變量RTP后再加入HHI，模型對CPER解釋力度的變化。

表8 行業(yè)競爭程度的調(diào)節(jié)作用

由M15、M18可見，HHI對RDR和CPER具有顯著負向影響(β=0-0.118、-0.020，P<0.01)，由于HHI是逆指標，說明行業(yè)競爭程度對企業(yè)創(chuàng)新行為和創(chuàng)新收益具有正向影響，行業(yè)競爭程度越大，企業(yè)研發(fā)投入越多，獲得的創(chuàng)新收益越高，符合理論邏輯。M16顯示，RTP*HHI對RDR的影響顯著為負，說明行業(yè)競爭程度正向調(diào)節(jié)企業(yè)家冒險傾向?qū)?chuàng)新投入的影響，行業(yè)競爭程度越高，越有利于強化企業(yè)家冒險傾向?qū)?chuàng)新決策的正向影響，與理論分析結(jié)果一致。但在M19中，交互項系數(shù)不顯著，說明行業(yè)競爭程度對企業(yè)家冒險傾向與創(chuàng)新績效的關(guān)系影響不大。M17、M20在加入HHI的前提下加入另一個調(diào)節(jié)變量，即區(qū)域冒險精神及其與自變量RTP的交互項，結(jié)果顯示，區(qū)域冒險精神的調(diào)節(jié)作用與上文結(jié)論一致，主要方向和顯著性均未發(fā)生改變。因此，行業(yè)競爭程度不會影響區(qū)域冒險精神的作用發(fā)揮。M21是全要素模型，主要變量關(guān)系未發(fā)生顯著改變。對比區(qū)域冒險精神與行業(yè)競爭程度的調(diào)節(jié)作用發(fā)現(xiàn)，區(qū)域冒險精神主要影響企業(yè)家冒險傾向與創(chuàng)新績效的關(guān)系，行業(yè)競爭程度主要影響企業(yè)家冒險傾向與創(chuàng)新投入的關(guān)系，后者著重在創(chuàng)新決策制定過程中發(fā)揮作用。

4 結(jié)語

4.1 結(jié)論

企業(yè)家個人特質(zhì)如冒險傾向?qū)ζ髽I(yè)創(chuàng)新行為具有重要影響，且外部區(qū)域文化對企業(yè)內(nèi)部戰(zhàn)略決策和績效產(chǎn)出存在干擾。本文構(gòu)建區(qū)域冒險精神調(diào)節(jié)作用下，企業(yè)家冒險傾向通過創(chuàng)新投入對創(chuàng)新績效的影響理論模型，通過實證檢驗得到如下主要結(jié)論：

(1)企業(yè)家冒險傾向?qū)ζ髽I(yè)創(chuàng)新投入和創(chuàng)新績效具有正向影響，說明企業(yè)家對風(fēng)險的偏好有助于促進企業(yè)創(chuàng)新投資行為，并促進企業(yè)研發(fā)投入轉(zhuǎn)化率提升，實現(xiàn)創(chuàng)新績效增長。

(2)創(chuàng)新投入對創(chuàng)新績效具有正向推動作用，說明當(dāng)前研發(fā)投入依然是企業(yè)創(chuàng)新績效增長的主要實現(xiàn)路徑，R&D支出作為生產(chǎn)要素對企業(yè)創(chuàng)新績效具有重要影響。

(3)創(chuàng)新投入在企業(yè)家冒險傾向與創(chuàng)新績效間發(fā)揮部分中介作用，企業(yè)家冒險傾向作為個人特質(zhì)能夠影響管理者信息處理方法和決策偏好，并通過決策差異對企業(yè)績效產(chǎn)生差異化影響。

(4)區(qū)域冒險精神作為企業(yè)創(chuàng)新行為的重要情境因素，在企業(yè)家冒險傾向與創(chuàng)新績效間發(fā)揮倒U型調(diào)節(jié)作用。區(qū)域冒險精神越強，企業(yè)家冒險傾向越容易得到企業(yè)內(nèi)部認可，對創(chuàng)新績效的推動作用就越顯著。但當(dāng)區(qū)域冒險精神到達一定強度后，企業(yè)外部對創(chuàng)新行為的激勵作用更顯著，企業(yè)家冒險傾向的促進作用逐漸被替代，對創(chuàng)新績效的促進作用逐漸下降。

(5)區(qū)域冒險精神對創(chuàng)新投入中介效應(yīng)的調(diào)節(jié)作用不顯著，說明無論區(qū)域冒險精神如何變化，創(chuàng)新投入在企業(yè)家冒險傾向與創(chuàng)新績效間的中介效應(yīng)始終保持穩(wěn)定，創(chuàng)新投入依舊是企業(yè)家冒險傾向影響創(chuàng)新績效的重要路徑。

4.2 理論貢獻

(1)本文關(guān)注企業(yè)家冒險傾向和區(qū)域冒險精神對企業(yè)行為的影響，強調(diào)非正式制度的重要性，拓展了企業(yè)創(chuàng)新前置影響因素研究。

(2)本文從企業(yè)內(nèi)外部出發(fā)，構(gòu)建區(qū)域冒險精神調(diào)節(jié)作用下，企業(yè)家冒險傾向通過創(chuàng)新投入對創(chuàng)新績效的影響理論模型，為揭開企業(yè)家個人特質(zhì)與企業(yè)績效關(guān)系研究的“黑箱”提供了新視角，擴展了企業(yè)家冒險傾向的作用機制及邊界研究。此外，區(qū)域冒險精神的非線性調(diào)節(jié)作用符合實踐邏輯，企業(yè)承擔(dān)適當(dāng)?shù)娘L(fēng)險有助于其績效提升[44]。實踐中，文化和區(qū)域環(huán)境的影響都存在“過猶不及”的問題，簡單線性相關(guān)與實踐邏輯背離，無法揭示變量間關(guān)系的復(fù)雜性。

(3)本文不僅使用層次回歸法揭示創(chuàng)新投入的部分中介作用，而且進一步估算出創(chuàng)新投入中介效應(yīng)的系數(shù)值，可為后續(xù)相關(guān)研究提供借鑒。

4.3 實踐啟示

(1)管理者應(yīng)重視冒險傾向等非正式制度對決策行為和企業(yè)績效的影響。一方面，既有企業(yè)管理者要培養(yǎng)自身創(chuàng)新意識，適當(dāng)提高風(fēng)險偏好；另一方面，人才選拔不能僅停留在學(xué)歷、性別、年齡等顯性特質(zhì)上，要關(guān)注個人特質(zhì)如風(fēng)險偏好等隱性特征。在主要管理人員培養(yǎng)方面，應(yīng)重視其風(fēng)險意識與冒險傾向的培養(yǎng)。

(2)為提升企業(yè)創(chuàng)新績效，管理者要適當(dāng)增加研發(fā)資金，提高研發(fā)投入轉(zhuǎn)化率。研發(fā)投入是實現(xiàn)創(chuàng)新績效的主要來源，企業(yè)要建立自己的研發(fā)團隊，并提供充足的資金和資源，確保研發(fā)投入有效轉(zhuǎn)化為新產(chǎn)品、新技術(shù)和新工藝。此外，企業(yè)家要強化自身冒險傾向，結(jié)合區(qū)域冒險精神，推動企業(yè)創(chuàng)新活動。企業(yè)發(fā)展必須充分考慮外部情境因素的作用，因為企業(yè)成長是內(nèi)外部因素綜合作用的結(jié)果，企業(yè)家在選擇區(qū)域時，除考慮區(qū)域基礎(chǔ)設(shè)施、制度環(huán)境、人力資源等顯性因素外，也要重視區(qū)域文化環(huán)境，特別是與企業(yè)創(chuàng)新行為緊密關(guān)聯(lián)的冒險精神等隱性因素。

(3)區(qū)域冒險精神在企業(yè)家冒險傾向與創(chuàng)新績效間存在倒U型調(diào)節(jié)作用，符合文化影響“過猶不及”的現(xiàn)實特征。實踐活動中，任何因果關(guān)系都不是簡單線性關(guān)聯(lián)，在企業(yè)發(fā)展的不同階段，變量間關(guān)系有可能發(fā)生復(fù)雜變化。企業(yè)家要采用動態(tài)非線性思維分析問題，制定戰(zhàn)略并推動其轉(zhuǎn)化為企業(yè)績效。

4.4 局限與展望

本研究存在以下不足之處：第一，各指標衡量方法有待改進。由于文化的復(fù)雜性，變量衡量方法無法完全體現(xiàn)其內(nèi)涵和作用結(jié)果，既有測量指標存在片面性問題，需要挖掘更合理的指標。第二，基于數(shù)據(jù)可得性和完整性，僅選取了上市公司樣本，未來應(yīng)擴展研究樣本，以確保研究結(jié)論的可靠性。第三，區(qū)域冒險精神的倒U型調(diào)節(jié)作用說明文化是把“雙刃劍”，但雙刃劍的“度”在哪里仍需進一步探究，未來應(yīng)尋找更科學(xué)的測度方法，計算出調(diào)節(jié)變量的作用系數(shù)，為企業(yè)實踐提供理論依據(jù)。