差異化戰略與企業高質量發展
——內控機制的風險應對及閾值管理

趙 燕，梁 中

（1.安徽財經大學會計學院，安徽 蚌埠 233030；2.安徽財經大學工商管理學院，安徽 蚌埠 233030）

一、引言

提高制造業全要素生產率水平是加快產業升級，實現我國經濟向高質量發展轉變的必由之路。然而，近年來我國制造業全要素生產率總體增速放緩，甚至呈現出震蕩波動下行的態勢[1-2]。引導并發揮微觀企業戰略轉型的主體責任，實現企業提質增效與國家頂層戰略制度的協同跟進，是當前突破產業生存壓力、化解不確定風險挑戰的關鍵所在。

全要素生產率通常被作為衡量企業高質量發展的代理變量，可分解為技術進步率、管理效率與資源配置效率[3]。現有文獻從企業內外要素層面對提升全要素生產率的影響效果進行了廣泛論證：一是從國家相關產業政策、市場環境等方面切入，分析政策的實施后果，但結論各異[4-6]；二是挖掘企業內部要素，從股權結構、激勵機制、創新模式、金融化水平等多方面對全要素生產率失速現象進行解讀[7-10]。有一些學者注意到，部分企業的決策行為與國家經濟高質量發展要求不一致，仍以短期財務績效和利潤為中心，甚至出現了機會主義行為[11]。鮮有文獻從差異化戰略決策角度對該問題進行剖析，或從內部風險管理制度層面進行考察。

戰略是組織從全局對未來長期發展做出的整體規劃。受競爭環境、要素資源和制造成本限制，差異化戰略越來越受到企業重視：一方面，不同的戰略定位會帶來競爭手段、資源配置、戰略績效與風險差異[12-13]，其創新行為[14]、市場表現[15]、經濟后果等都會出現較大區別[16-17]；另一方面，極端戰略的選擇風險也隨之產生。制度戰略理論將戰略風險視為制度、合法性、制度邏輯的場域所引發的決策風險[18]，而復雜動蕩的外部環境急劇壓縮了企業競爭優勢的可持續時間，組織慣性在一定程度上還會導致其戰略行為的固化[19]。組織戰略選擇和內部管理水平等要素的耦合及疊變都會增大企業戰略決策與戰略績效的不確定性。因此，從差異化戰略決策的角度詮釋制造業全要素生產率呈現黏性的原因，對企業戰略風險進行整體和動態管控變得尤為重要。

內部控制系統是以企業戰略風險管理為重要指向的管理機制[20]，為國家現代化治理提供重要的制度支撐。全美反舞弊性財務報告委員會發起組織（The Committee of Sponsoring Organizations of the Treadway Commission ，COSO）規定，審計師需要審核企業戰略風險并及時向投資者公布。近期，國外文獻大多關注企業戰略類別對內控系統的影響、能否被審計師捕捉以及是否具有風險管理及糾錯功能等[21-22]問題。而國內學者關注的重點是內控機制能否履行對戰略實施的保障職能[23-24]。有學者發現，內控機制可以削弱戰略差異度實施過程中的負面影響[25]。內控的另一個重要作用是識別戰略決策與整體目標的偏離，及時反饋并矯正戰略決策的負面效果，特別是實現對風險閾值和長效風險的管控，現有文獻尚未對此問題展開探討。2018年，我國國家審計署首次強制要求對企業發展規劃、戰略決策、重大措施以及年度業務計劃執行情況進行審計。因此，深入探索具有更積極的現實意義。

本文以2011—2020年我國滬深兩市A股制造業上市公司為樣本，擬構建一個從整體效應到區間特征、短期與長期時效的多維度研究框架，逐一探尋企業戰略差異度對高質量發展的影響及作用機制，檢驗內部控制系統在應對戰略風險時的閾值管控、矯正及回調功能。借由實證分析結果豐富戰略風險管理理論研究，為企業高質量發展和風險防范提供參考。

二、理論分析與研究假設

（一）戰略差異度與高質量發展

現代經濟增長理論認為，技術進步與資源配置效率是促進企業全要素生產率提升的重要渠道[26-27]，也是我國實現高質量發展的新動能。盡管企業戰略轉型與全要素生產率休戚相關，但有關二者關系的探討卻相對匱乏，大量實證偏重于對戰略差異度經濟后果及企業行為的檢測。學者發現，戰略差異度與研發投入之間存在倒U 型關系[28]，戰略差異度過大會產生極端的經營績效[29]；過于激進的戰略決策會使企業違約風險加大與資本成本上升[30]、資本結構調整速度減慢及運營效率降低[31]、融資約束和盈余管理程度增加[17]，并引發過度投資[32]等負面行為。事實上，這些研究所涉及的多數變量是構成戰略決策核心資源的基礎，它們同樣也是影響全要素生產率的前置因素。因此，本文推測：既然戰略差異度會造成不同方向的極端經濟后果和企業行為，那么它與全要素生產率之間的關系也難以呈現單一的線性狀態，兩者間可能存在閾值。

差異化戰略是波特[33]競爭戰略理論中的重要模式，數十年來一直備受推崇。在超額收益和成本壓力的雙重驅動下，為了趕超行業競爭者，快速搶占市場先機，企業傾向于選擇差異化戰略。實踐證明，適度合理的戰略差異可以幫助企業利用自身特殊資源優勢，擺脫行業盲從帶來的同質化競爭，降低經營風險，提升經濟效益，充實資源積累，提高企業核心競爭力。出于對競爭資源的渴望，一些企業會激發創新潛力、加大研發力度并提升技術能力。新工藝、新產品和新市場的快速布局有助于吸引更多外部資源。另外，相較內化于企業個體邏輯的主動探尋，在高質量發展國家戰略的主導邏輯下，“合法性”的制度壓力也會促使企業在一定程度上承擔轉型升級的社會責任。總之，要素資源流動的加快、資源配置效率的提升、主體責任意識的增強都可能對企業全要素生產率水平的提高帶來正向影響。

但不容忽視的問題是，企業由眾多利益相關者組成，不同的制度邏輯、相互沖突的目標以及控制工具的缺失[34]都可能引發組織戰略與國家邏輯相背離。在行業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險和短期效益，而非質量變革、效率變革和動力變革。由于缺少可供借鑒的行業經驗，選擇激進戰略決策的企業需要更多的資金支持及信用背書。若過度投資與其業務、基礎能力不相匹配的項目，會加劇資源耗散，增加融資難度，加大收益與風險的不確定性[36]。再者，受過去粗放型發展方式和技術能力不足的掣肘，許多高新技術很難突破某些西方國家的技術封鎖和“死亡之谷”的阻斷，專利技術難以在短時間內轉化為生產力。因此，為規避創新風險，盡快實現經濟效益，戰略差異度過大的企業對創新活動會持消極態度。現有文獻表明，戰略差異度較大的企業，其代理問題也較為嚴重[37]。伴隨著違約風險和盈余管理程度增加，更易引發外部監管強化和利益相關者質疑，使組織失去戰略自信。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搜尋差異化的競爭優勢，會限制全要素生產率的提升空間與持續性。據此，本文提出第一個假設。

H1：企業戰略差異度與全要素生產率之間呈非線性關系。全要素生產率會隨著戰略差異度的增大而提高；戰略差異度超過閾值后，會抑制全要素生產率的增大。

（二）內部控制的調節作用

戰略風險是現代戰略管理的核心內容。該理論認為，決策者的有限理性和認知差異、組織場域內外多元制度的邏輯共存，都會給戰略選擇與實施帶來較大不確定性[38]。化解各種戰略風險，需要通過設置制度、建立或轉化主導邏輯的方式對組織行為產生影響[39]。而企業內部控制系統正是集戰略導向、風險控制和企業價值提升于一體的，它不僅是溝通而且是約束協同企業內外場域邏輯的重要制度資源。擁有高質量內控的企業，能夠依循控制原則和多種制衡機制有效調節戰略差異度與全要素生產率兩者之間的關系。

從制度目標來看，《企業內部控制基本規范》（財會〔2008〕7 號）及企業內部控制配套指引闡明了內部控制系統的最高任務是戰略管理，要求企業在戰略制定過程中關注戰略穩定性，企業內外環境特點、變化及訴求。高質量的內部控制機制可以協助企業主導邏輯的戰略指向與國家邏輯趨于一致。一方面，當差異化的戰略決策與全要素生產率同向（小于風險閾值）時，高水平的內控系統可以將風險控制在同持續發展和實現企業價值相適應的合理水平。這有助于促使企業凝聚共識、加大創新研發投入、提高對創新失敗的容忍度[40]，穩步推進項目投資與建設，提升資源配置效率，從而有利于戰略決策的經濟性與社會性相呼應，順應企業高質量發展的國家戰略要求[41]。另一方面，當激進的戰略差異度與全要素生產率背離（大于風險閾值）時，企業的組織結構、業務模式和管理體系等積累了較高的風險。高水平內控系統的風險監控、評估機制、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、降低生產成本、限制風險較大的項目投資等，提高戰略決策的適應性，減小戰略決策的破壞速度與強度[42]，進而增強企業經營的安全性，避免戰略失控。與此同時，制度的合法性與剛性會進一步內化為組織慣例與企業行為規范。在戰略實施過程中，優質穩定的內控系統能夠減少組織達成戰略共識與協同的阻力，縮短激進戰略風險的持續時間，為戰略調整提供制度保障。

從外部資源獲取來看，企業內部控制報告呈現出決策價值的擴散效應。當報告發布關于企業戰略決策與國家頂層戰略邏輯融合嵌入的信息時，意味著企業有機會獲得較多的政策支持。此外，經過制度審計與社會評估而被認可的高質量內部控制企業，具有很強的正面信號傳遞效應，能夠讓投資者和其他利益相關者了解資本投入的風險及保障，提高投資者預期。倪靜潔等[43]在研究內部控制缺陷的重述報告時發現，一些出現過重大內控缺陷的企業，在披露修復后的內控報告后仍可獲得資本市場的青睞。資本市場的支持與激勵可在提高企業市場價值的同時，從資金和精神層面反哺企業的創新投入與產出，有利于企業轉型升級。

基于以上分析，可以看出內部控制機制可以雙向調節企業戰略決策與全要素生產率的關系，提高戰略決策的適應性，減小它的破壞強度與速度。據此，本文提出第二個假設。

H2：內部控制系統對企業差異化戰略決策與全要素生產率之間的關系具有顯著的曲線調節作用。高質量的內部控制機制可以增強企業戰略決策的積極影響，削弱其負面作用。

三、研究設計

（一）樣本選取和數據來源

2011年是我國企業試點實施《企業內部控制基本規范》的起始年，2012年該規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對企業正常經營數據的干擾，本文選取2011—2020年滬深A股制造業上市公司為研究對象。在剔除ST、*ST 公司及數據缺失的樣本后，獲得2 245家共計15 629個觀測值。所有財務及公司治理數據來自國泰安數據庫，內部控制數據來自迪博內部控制風險管理數據庫。對有差異和缺失的數據，通過手工查閱公司年報補充獲得。所有連續變量在1%和99%水平上進行縮尾處理。

（二）變量定義

1.被解釋變量

全要素生產率（TFP）又稱“索羅余值”，通常表示要素投入與產出的“剩余”部分，是衡量經濟可持續發展的重要標識。本文以此作為衡量企業高質量發展的替代變量。

2.解釋變量

戰略差異度（DS），采用主流文獻計量方法[44-45]，由產權比率、研發強度、間接費用率、資本密集度、資本更新程度、廣告強度六個戰略資源類變量復合而成。DS值越大，表明企業戰略與同期行業水平的偏離度越大。

3.控制變量

控制變量（Controls）包括公司規模（Size）、資產收益率（Roa）、財務杠桿（Lev）、市場競爭（Mrk）、股權集中度（Top1）、是否兩職合一（Dual）、企業性質（State）、上市年限（Age）一系列公司特征變量，以及年度、行業、地區變量。

變量定義如表1所示。

表1 變量定義

（三）研究模型

全要素生產率（TFP）的測算方法主要有數據包絡分析、隨機前沿分析和半參數法。在半參數法中，LP（Levinsohn-Petrin）法是對OP（Olley-Pakes）法的改進，它以中間品投入指標代替投資額，消除了投資額為零的樣本對估計結果的干擾。因此，鑒于數據的易得性，本文參考羅維加蒂（Rovigatti）等[46]的LP估計法構建模型1：

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

模型1用來計算全要素生產率（TFP）。

為檢驗H1 中企業戰略差異度（DS）與全要素生產率（TFP）的非線性關系，本文借鑒朱丹等[42]的做法構建模型2：

其中，考慮到戰略選擇結果的滯后性，TFPi,t+1為企業i在第t+1年的全要素生產率水平。DSi,t為戰略差異度，Controlsi,t為控制變量，λi為個體效應，μt為時間效應，?i,t為隨機擾動項。系數β1和β2的正負號反映模型二次關系曲線的凹凸形式，當β2顯著為負時，H1的倒U型因果關系成立。

為檢驗H2 內部控制的調節作用，在模型2 中加入調節變量IC構建模型3：

當模型3中交乘項的系數β4和β5顯著時，調節效應成立。對模型中的自變量和調節變量進行均值中心化處理，以降低共線性可能造成的影響[47]。

四、實證結果分析

（一）描述性統計

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

表2 主要變量描述性統計

（二）關鍵變量趨勢分析

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

表3 2012—2020年我國A股制造業上市公司全要素生產率和戰略差異度年度分布情況

（三）多重共線性檢驗

對主要變量進行Pearson 相關系數檢驗（見表4），除市場規模（Size）與全要素生產率（TFP）之間相關系數略大外，其余相關系數均小于0.5。另外，VIF檢驗均值為1.90，說明變量之間的共線性問題不會對研究結果造成嚴重的影響。

表4 主要變量間相關系數

（四）實證結果與分析

在進行多元回歸之前，先對戰略差異度（DS）和全要素生產率（TFP）進行高階關系甄別。二次項顯著性檢測（UTEST）結果如表5所示。當自變量戰略差異度（DS）為0.548***時，因變量全要素生產率（TFP）極大，該拐點位于曲線兩側端點之間，左右側端點斜率異號且顯著。戰略差異度與全要素生產率之間呈倒U型關系，所設模型形式正確。

表5 模型2的倒U型顯著性檢驗結果

H1 的主回歸檢驗和H2 的調節效應檢驗結果如表6所示。列（1）、（2）、（3）是模型2 的回歸結果，分別對應無控制變量、加入控制變量和控制年度-行業-地區因素的情況。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，優化后的模型擬合程度（調整R2）提高至21%。戰略差異度（DS）的一次項、二次項系數都是顯著的，表明戰略差異度（DS）與全要素生產率（TFP）為非線性相關，并呈倒U型分布，戰略差異度存在風險閾值，即適度的戰略差異決策可以提高企業全要素生產率，DS越大，則TFP越高，當差異度達到拐點0.548 時，全要素生產率位于極大值，隨后TFP開始下降。此外，公司規模（Size）、資產收益率（Roa）和財務杠桿（Lev）都與TFP顯著正相關，市場競爭（Mrk）與TFP負相關。企業性質（State）與全要素生產率的關系不顯著，這可能與國有企業承擔較多的國家任務和社會福利有關。綜上所述，H1成立。

表6 主回歸檢驗和調節效應檢驗結果

列（4）、（5）為模型3調節效應檢驗結果。根據列（4）可知，內控水平（IC）與全要素生產率（TFP）正相關。列（5）加入交互項后，模型一次項和二次項與內控變量交互項的系數均是顯著的，且與原曲線符號一致，說明內部控制的正向調節效應成立。

根據列（5）繪制內部控制的調節效應圖（見圖1）。其中，高低戰略差異度組、高低內部控制組分別由解釋變量戰略差異度、調節變量內部控制各自的均值加減一個標準差而來。由圖1可知，內控機制具有整體調節作用，高內部控制組的生產率曲線位置較高，拐點右移，這表明高質量的內部控制可以延伸戰略差異度（DS）的正向作用區間，縮短差異度對全要素生產率破壞的時間長度等；低質量的內控機制對應較低的生產率，并且曲線拐點左移。綜上所述，H2成立。

圖1 內部控制的調節效應

（五）穩健性檢驗

1.工具變量法

基準模型可能存在遺漏變量和內生性問題，故采用工具變量法予以重新估計。選取滯后兩期的行業戰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，結果如表7所示。其中，變量系數符號與顯著性不變，因此，原假設結論穩健。

表7 IV-2SLS工具變量檢驗結果

2.替換變量

為排除變量設定誤差對實證結果可能造成的干擾，對模型2、3 所涉及的解釋變量、調節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，用研發支出與銷售收入之比替換原研發強度[35]后重新復合計算。調節變量內部控制（IC）替換為事務所是否對企業年報出具非標審計意見的啞變量。被解釋變量全要素生產率（TFP）改用OP半參數法重新估計。

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

表8 替換變量檢驗結果

五、作用機制檢驗

（一）戰略差異度與全要素生產率間的作用機制檢驗

前文理論分析認為，戰略差異度可能會通過投資效率和技術創新渠道對全要素生產率造成影響。為檢驗效率風險區域內這兩條傳導機制是否成立，參考溫忠麟等[47]提出的層次法和自抽樣（Bootstrap）法構建中介效應模型4、5、6：

其中，解釋變量為戰略差異度啞變量（Dum_DSi,t），當戰略差異度（DS）大于風險極值點0.548時，對應TFP的下行區間，定義其為激進的戰略決策（高風險）組，取值為1；反之，當DS小于0.548時，對應TFP的上升區間，定義其為非激進的戰略決策（低風險）組，取值為0。中介變量Testi,t分別為非效率投資[48]Effi,t和創新績效Pati,t，其中創新績效Pati,t由公司當年聯合與獨立申請的專利總數加1 后取對數得到。系數α1為解釋變量對被解釋變量的總效應，系數β1為解釋變量對中介變量的效應，系數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，系數γ2是中介變量對被解釋變量的效應。回歸結果如表9所示。

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

表9 中介效應檢驗結果

對創新績效進行檢驗，結果如列（4）和列（5）所示。列（4）表明，高差異戰略削弱創新績效，使企業創新產出受阻，加入創新績效變量后，列（5）中Dum_DSi,t的系數不再顯著，利用Bootstrap 法對創新績效進行再次檢驗，仍未能通過。這可能是企業創新專利較少（存在較多專利申請數為0 的樣本）和轉化不利所致。總而言之，當戰略決策過于激進時，企業難以發揮創新對全要素生產率的驅動效用。

（二）內部控制的路徑風險管控與持續時長矯正

根據中介效應檢驗結果可知，激進的戰略決策會造成非效率投資的增加和創新績效的降低，從而抑制生產效率提升。良好的內控機制能否有效管控此類風險？這對企業高質量發展和內部規制建設至關重要。

表10列（1）和列（2）表明，內控質量（IC）與非效率投資（Effi，t）成反比，與企業創新產出（Pati，t）成正比，因此，具有高質量內部控制的企業通過管控戰略決策路徑風險對全要素生產率起到促進作用。

依據《企業內部控制基本規范》及企業內部控制配套指引要求，內部控制系統需要關注戰略決策的負面效果并加以矯正，但目前尚無文獻涉及且缺乏數據支持。由于組織慣性的作用，長期激進的戰略決策會牽制生產效率的提升，企業要盡早識別風險閾值，對高戰略差異度決策適度回調，完成閾值跨越。為進一步考察激進戰略定位回調至適宜定位所需的時長，本文設定變量Dura，即企業戰略差異度首次從拐點右側為1（DS＞0.548）的狀態轉回至拐點左側為0（DS≤0.548）的狀態所持續的時間，并通過模型5及其計數檢驗內部控制對戰略選擇風險管控的長效機制。由于變量Dura的方差遠大于期望，且Alpha 值拒絕泊松模型，所以選用負二項模型。進一步的檢驗結果拒絕了標準負二項模型，故選用零膨脹負二項模型進行檢驗。

根據表10列（3）可知，內部控制可以有效縮短高戰略差異度風險的持續時長；列（4）表明，在控制持續時間變量Dura的基礎上，內部控制可以促進全要素生產率的提升。檢驗結果表明，戰略風險的持續時間存在渠道效應。內部控制系統在管控、矯正戰略風險持續蔓延的過程中，促進了全要素生產率的提高。

表10 內部控制的作用路徑與長效機制檢驗結果

六、結論與建議

（一）研究結論

利用多種計量模型，從不同的傳導路徑和時間維度對企業戰略差異度與全要素生產率之間的關系及內部控制系統的作用機理展開研究。結果證明：企業戰略差異度對全要素生產率具有雙向影響，既會積極促進，也會損害阻滯。如果差異度過大，超過風險極值，就會造成全要素生產率的顯著下降。其原因是企業戰略資源配置方向和幅度出現了偏離，而非效率投資和創新產出受阻是重要的中介變量。與此同時，高質量的內部控制機制對戰略差異度和全要素生產率之間的曲線關系有正向調節作用。這種積極的影響體現在兩個方面：一是高水平內部控制通過對非效率投資的抑制、對創新績效的提振促進全要素生產率的提高；二是高水平內部控制可以及時捕捉激進的戰略決策風險，促使企業在戰略決策超過風險閾值時盡早回調，能起到較好的風險動態控制作用。

（二）建議

第一，戰略決策失當會帶來組織發展危機，造成戰略失敗，企業應充分論證、審慎制定發展戰略規劃，既要利用好戰略差異的先發優勢激活企業動能，又需防范化解戰略差異過大所引發的定位、經營和效率風險。

第二，內部控制系統是支撐轉型和約束風險的重要制度，企業應充分發揮內控機制對戰略決策過程的管理和導向作用。強化內控機制對戰略決策風險的事前預防和動態管控，及早捕捉戰略選擇風險并進行干預和矯正，從而促進戰略決策與高質量發展目標快速協同。

第三，落實國家經濟發展戰略要求，夯實企業對產業升級躍遷的主體責任。規避戰略決策不當導致的資源配置效率不高，避免非效率投資誘發的效能提升阻力；克服創新懈怠，積極持續開展實質性、突破性自主研發，利用技術創新賦能高質量發展。