信息透明度、创新失败容忍度与企业创新投入

杜建华 梁首昌

【摘要】企业创新过程中失败在所难免， 管理层往往因畏惧创新失败所带来的风险， 对企业创新投资具有抵触情绪。 如何制定一套制度， 营造出一种容忍创新失败的氛围， 是推动企业创新发展的关键。 以2007 ～ 2019年我国A股上市公司为样本， 研究信息透明度对企业创新投入的影响及其作用机制， 结果表明， 信息透明度对企业创新投入具有促进作用。 同时， 分析其作用机制发现， 信息透明度作为一种非制度性激励机制， 提高了企业对创新失败的容忍度， 从而以较低的风险预期激励管理层增加企业的创新投入。 进一步研究发现， 信息透明度对创新投入的促进作用在非国有企业和股权激励水平较高的企业中更加显著。 研究丰富了信息透明度及企业创新领域的相关文献， 对现实中如何改善公司治理体系、推动企业和国家经济的长远发展均具有较大的启示意义。

【关键词】信息透明度;创新失败容忍度;创新投入;股权激励

【中图分类号】F273.1      【文献标识码】A      【文章编号】1004-0994（2021）10-0077-10

一、引言

創新是经济发展的重要驱动力和影响长期竞争力的关键因素[1] 。 在谋划“十四五”时期发展路径之际， 党的十九届五中全会明确了创新在我国现代化建设全局中的核心地位， 并把科技自立自强作为国家发展的战略支撑。 根据世界知识产权组织发布的《2020年全球创新指数报告》的排名情况看， 中国综合排名已跃居第14名， 位列中等收入经济体之首， 但“创新投入分项指数”仅位列第26名， 这意味着虽然我国在整体创新水平上取得了巨大进步， 但研发投入水平仍有待提高。 特别地， 作为一国创新的主体， 企业的创新意愿对于我国研发投入的整体水平至关重要。 而管理层作为企业创新决策的最终制定者与实施者， 对企业创新投入存在决定性的影响。 但在现实中， 由于创新项目失败风险较高， 管理层往往出于对自身利益的考虑， 更倾向于风险规避的短视行为[2] 。 因此， 如何制定有效的创新激励机制， 激发管理层的创新热情， 对推动企业创新行为以及提高我国整体创新投入水平具有重要的理论价值和实践意义。

理论研究表明， 提高创新风险收益和降低创新失败风险是完善管理者创新激励机制的关键因素[3，4] 。 已有文献从创新风险收益视角展开了丰富的讨论， 如薪酬激励[5] 、晋升激励[6] 、股权激励[7] 等， 也有少数学者分析了降低创新失败风险对企业创新投入的影响[4] 。 然而， 在会计研究领域， 信息透明度作为一种重要的非制度性激励机制， 却鲜有研究探讨其在影响企业创新方面的治理作用。 国外学者率先对这一领域展开研究， 认为信息透明度能够发挥隐性契约的作用， 可以降低管理层因创新失败导致创新产出水平（专利申请数量）低于预期时所遭受的离职风险， 从而激励管理层增加企业的创新投入[8] 。 与国外资本市场不同的是： 一方面， 我国上市公司考核管理者业绩的指标主要是反映企业短期业绩的会计指标， 并非创新产出水平[6] ; 另一方面， 国内学者普遍认为， 在我国上市公司中， 创新项目失败主要通过冲击企业短期业绩， 进而威胁管理者的职位安全[9，10] ， 并无证据表明管理层离职风险与创新产出水平之间存在联系。 因此， 国外学者的研究结论可能并不适用于我国资本市场。 基于此， 在我国资本市场， 信息透明度能否对企业创新投入产生积极的治理效应？ 如果能， 其作用机制是什么？ 现有研究尚未给出明确解答。

为回答上述问题， 本文以2007 ～ 2019年我国A股上市公司为样本， 检验了信息透明度对企业创新投入的影响及其作用机制。 研究发现： 信息透明度与企业创新投入呈显著正相关关系; 同时分析其作用机制发现， 信息透明度可以通过缓解管理层强制变更与短期业绩之间的敏感性， 提高企业对创新失败的容忍度， 从而以较低的风险预期激励管理层增加企业的创新投入; 进一步研究发现， 信息透明度对企业创新投入的促进作用在非国有企业和股权激励水平较高的企业中更加显著。 在稳健性检验部分， 本文还发现管理层强制变更与创新产出水平之间并不存在敏感性， 表明国外研究结论在我国资本市场不成立， 排除了这一替代性解释。

本文研究的贡献在于： 第一， 鉴于信息透明度影响因素较为复杂， 本文从盈余质量、信息披露质量、分析师预测以及审计师多个角度为信息透明度有助于企业增加创新投入提供了新的证据。 第二， 本文基于我国资本市场特征， 从新的视角揭示了信息透明度影响企业创新投入的作用机制， 为信息透明度具有积极的治理效应提供了新的经验证据。 此外， 本文还检验了不同产权性质企业中信息透明度治理效应的差异， 进一步明晰了信息透明度的作用机制。 第三， 本文通过考察股权激励对信息透明度与企业创新投入之间关系的调节作用发现， 信息透明度作为降低创新失败风险的激励机制， 与提高长期收益的激励机制（股权激励）存在互补关系， 支持了现有理论研究。 本文研究结论为政府监管部门健全企业信息披露机制提供了理论依据， 并且对企业制定有效的创新激励机制、进一步完善公司治理体系具有重要的启示作用。

二、理论分析与研究假设

企业创新活动是探索性的， 研发周期长、失败风险高， 但管理层在初期的创新失败可能是一种尝试， 对企业未来创新成功具有重要的价值， 而仅靠将业绩与工资挂钩的传统收益激励方式不足以有效激励管理层投身于创新工作[11] 。 理论研究表明， 有效的创新激励必须建立在容忍创新失败风险的基础上[3] 。 如果企业对创新失败的容忍水平较低， 那么管理层通常面临较高的职业风险， 就可能对投资创新产生抵触情绪。 因此， 相较于其他公司决策， 创新决策通常需要更高的失败容忍度。 Manso[3] 和胡国柳等[4] 也明确指出， 提高创新失败容忍度是一种特殊的激励机制， 对企业创新尤为重要。

在我国资本市场， 创新失败容忍度主要体现在管理层离职风险与企业短期业绩之间的敏感性关系上[10] 。 一方面， 创新活动失败概率较高， 投资创新项目失败通常导致企业短期业绩受损[9] 。 而目前我国上市公司考核管理者业绩的指标主要是反映企业短期业绩的会计指标， 业绩受损容易使管理层受到股东的质疑而被迫离职[6] 。 另外， 我國资本市场个人投资者居多， 投机氛围浓厚， 更加关注企业短期财务业绩指标[12] 。 企业短期业绩水平低于预期会使投资者据此判断管理层能力不足而抛售企业股票， 导致股价下跌[13] 。 对于股东来讲， 股价是其重要的价值体现， 股东往往希望管理层可以维持或提升股价， 否则就可能惩罚管理层， 使其面临较高的离职风险[14] 。 另一方面， 由于管理层职位和声誉与私有收益具有密切联系， 如果管理者因创新失败导致业绩不佳而被迫离职， 不仅会影响自己的私有收益， 还会被贴上能力不足的“标签”， 外部经理人市场也会将其视为能力较差的管理者， 使其未来的职业生涯充满着不确定性[15，16] 。 所以， 即便创新投入有利于企业长远发展， 但由于缺乏有效的考核手段， 股东及其他利益相关者也无法容忍创新失败导致短期业绩水平的暂时性低迷， 管理层就更倾向于规避高风险的创新项目。 张兆国等[6] 也发现， 管理层如果预期职位任期较短， 往往更倾向于削减创新投入以提高企业的短期业绩。 因此， 在我国资本市场， 如何缓解管理层离职风险与企业短期业绩之间的敏感性， 从而提高企业的创新失败容忍度， 是激发管理层创新热情的关键。

虽然管理层的创新行为不易被观察， 从而导致企业难以形成容忍创新失败的氛围， 但信息透明度的提高可以有效解决这一难题。 具体地讲， 一方面， 即便管理层创新项目投资失败， 进而使短期业绩受损， 透明的信息环境也可以为股东提供更加详细的有关管理层创新行为和投资策略等方面的信息， 帮助其更加全面地了解管理层在研发过程中的努力程度， 这样即使管理层创新决策失败， 也不会简单地因为短期业绩水平低于预期而承担较高的职业风险[17，18] 。 另一方面， 更透明的信息环境可以减少短期业绩等事后考核指标所包含的“噪音”， 有助于外部信息使用者更准确地识别管理层的能力， 减少对管理层能力的认知偏差[8，19] 。 这意味着在透明的信息环境下， 投资者不仅可以了解企业的发展前景， 也能够更加准确地评价管理层的能力， 从而拥有更多的信息来选择是否继续持有创新企业的股票， 使管理层避免了因投资者非理性投资行为而被解雇的风险， 同时也降低了其未来职业生涯的不确定性。 此时， 管理层也就无需过度担忧因创新失败造成的离职风险， 会更加愿意从事创新活动， 最终有助于企业创新投入水平的提升。 综上所述， 信息透明度作为一种非制度性的激励机制， 可以通过缓解管理层强制变更与短期业绩之间的敏感性， 提高企业对管理层创新失败的容忍度， 从而以较低的风险预期激励管理层增加企业的创新投入。 因此， 本文提出以下假设：

H1： 信息透明度对企业创新投入具有促进作用。

H2： 信息透明度可以缓解管理层强制变更与短期业绩间的敏感性， 提高企业对创新失败的容忍度。

此外， 在不同产权性质的企业中， 信息透明度对企业创新的促进效应可能存在一定的差异。 已有研究表明， 盈利不是国有企业的唯一目标， 管理者在职位任免方面更大程度上受到政府的管控， 所以企业业绩好坏并非决定管理者是否留任的根本因素[13] 。 国有企业管理者还可以凭借政治地位的优势， 化解不确定性风险[20] 。 相较于国有企业， 非国有企业管理者则担负了更多职业经理人的职责， 其任免和薪酬都更依赖于市场化原则来确定， 通常面临较大的市场压力[21，22] 。 因而非国有企业在考核管理者个人业绩时， 更加注重企业业绩指标， 所以当管理者创新投资失败导致业绩下滑时， 也会招致更高的离职风险， 即非国有企业对创新失败的容忍度更低。 此时， 非国有企业管理层对提高创新失败容忍度的需求也会更高。 根据前文关于信息透明度与创新投入关系的论述， 如果信息透明度能够提高创新失败容忍度， 以激励管理层增加创新投入， 那么这一效应在非国有企业中应更为明显。 因此， 本文提出以下假设：

H3： 相较于国有企业， 信息透明度对企业创新投入的促进作用在非国有企业中更加显著。

已有文献将创新激励机制分为两类， 一是降低创新失败风险， 二是提高创新风险收益[3] 。 前文论述表明， 信息透明度作为一种非制度性激励机制， 可以提高创新失败容忍度， 降低管理层在创新失败时的离职风险， 从而激励管理层增加企业的创新投入。 而以股权激励为代表的长期收益激励机制的核心则是通过提高管理层私人收益， 鼓励其承担风险以提高企业长期价值[7] 。 理论上， 两种激励机制都有利于促进企业的创新活动。 但一个值得深思的问题是， 降低创新失败风险与提高创新风险收益存在于两个维度， 那么两者在创新激励过程中存在何种关系？ 是互补还是替代？ 这也是近年来国内外学者广泛关注并不断探索的话题。

基于前文的论述逻辑， 信息透明度可以通过降低创新失败的风险， 从而激励管理层投资高风险的创新项目。 而当高管持有企业股票或被授予期权时， 其私有收益与股价紧密相关。 虽然管理层投资创新项目容易使股价呈现较大的波动性， 但风险越大， 股票或期权价值也越高， 管理层也更有意愿去承担风险以提高企业的创新投入水平。 因此， 信息透明度和股权激励在创新激励过程中应为互补关系。 国内相关研究也支持这一观点， 胡国柳等[4] 研究发现， D&O保险作为降低创新失败风险的机制， 与股权激励等传统收益激励机制存在互补关系， 共同促进了企业创新投入。 Manso[3] 也认为， 降低创新失败风险与提高创新风险收益对企业创新同样重要。 基于上述分析， 本文提出以下假设：

H4： 相较于股权激励水平低的企业， 信息透明度对企业创新投入的促进作用在股权激励水平高的企业中更加显著。

三、研究设计

（一）样本选择

本文选取2007 ～ 2019年沪深A股上市公司为研究样本。 剔除金融类公司、ST和?ST以及财务数据和研發数据不全的公司， 最终获得16480个观测值， 并对连续变量进行1%和99%分位上的缩尾（Winsorize）处理。 本文所有财务数据来自CSMAR数据库， 研发数据来源于WIND数据库。

（二）变量选择

1. 创新投入。 本文采用研发支出占营业收入的比重来衡量创新投入[23] 。 在稳健性检验部分， 采用研发支出占总资产比重、研发支出的对数值进行替代性检验。

2. 信息透明度。 企业信息透明度是指外部信息使用者对公开交易上市公司特定信息（如年报、各种信息披露公告等）的可得性[24，25] 。 本文借鉴辛清泉等[25] 提出的模型， 从盈余质量、信息披露考评分值、分析师人数、分析师预测准确性和审计师五个角度构建企业信息透明度的代理变量。

第一个信息透明度指标为调整的盈余质量。 首先按行业与年度回归如下模型：

Tcai，t=β0+β1Cfoi，t-1+β2Cfoi，t+β3Cfoi，t+1+

β4△Revi，t+β5Ppei，t+ei，t              （1）

模型（1）中， Tca为总流动应计利润， 等于营业利润减去经营现金流量再加上折旧和摊销费用。 Cfo为经营现金流量， △Rev为营业收入变动值， Ppe指年末固定资产价值， e为误差项， i和t为公司和年度标识。 上述所有变量均除以平均总资产进行平减。 回归后， 以本年与前四年的回归残差计算出标准差， 为便于比较， 再将这一指标乘以-1， 作为公司t年的盈余质量指标（Mcdd）。 Mcdd越大， 则信息透明度越高。

第二个信息透明度指标为深交所对各年上市公司信息披露考评分值（Disclosure）。 信息披露等级从低到高划分为A、B、C、D四个等级， 本文按照等级将信息披露考评分值取1 ～ 4分。 分值越高， 则表明信息透明度也越高。

第三个信息透明度指标为分析师人数（Analyst）。 本文用当年对企业盈余进行预测的分析师人数表示。 若预测由分析师团队发布， 则分析师人数取值为1。 分析师人数越多， 信息透明度越高。

第四个信息透明度指标为分析师盈余预测准确性（Accuracy）。 本文先计算不同分析师在同一年预测每股盈余的中位数， 再减去实际每股盈余并除以上年度每股股价， 最后对该数值取绝对值并乘以-1得到Accuracy。 该数值越大， 信息透明度越高。

第五个信息透明度指标为企业年报审计师是否来源于国际“四大”（Big4）。 审计师来自“四大”表明信息透明度较高。

最后， 本文借鉴Lang等[26] 的做法， 构建了一个综合指标Tran作为信息透明度的代理变量， 其数值等于上述五个指标的样本百分等级的平均值。 如果某个或多个透明度指标缺失， 则Tran等于其余指标百分等级的均值。 Tran越大， 表示企业信息透明度越高。

3. 管理层强制变更。 对于管理层强制变更（Turnover）的界定， 考虑到董事长和总经理在企业决策中的关键作用， 本文将上述职位变更定义为管理层变更[27] 。 进一步， 借鉴朱冰等[10] 的研究， 本文将“解聘”“辞职”“个人原因”类型划分为强制变更; 将其他类型划分为非强制变更。 一年内发生多次变更， 则仅保留第一次变更。 若企业在t+1年发生管理层强制变更事件， 则赋值Turnover为1， 否则为0。

4. 短期业绩。 对于短期业绩（Adj_roa）， 根据理论预期， 本文采用会计业绩指标进行衡量。 借鉴姜付秀等[28] 的做法， 采用经行业中值调整的总资产利润率（利润总额除以平均总资产）表示。 此外， 借鉴朱冰等[10] 的思路， 本文还引入了短期业绩的变动值（△Adj_roa）作为第二个衡量指标。

5. 控制变量。 借鉴已有研究[8，23] ， 本文选取公司规模、董事会规模、资产负债率、资产收益率、营业收入增长率、公司年龄、自由现金流、资本支出、固定资产密集度、账面市值比和行业竞争度等作为控制变量。

变量定义具体见表1。

（三）模型设计

为验证H1， 即信息透明度对企业创新投入的影响， 借鉴已有研究[8，23] ， 构建模型（2）：

RDi，t+1=β0+β1Trani，t+β2Controli，t+Year+

Indusry+ei，t            （2）

其中： RD为被解释变量， 用t+1年研发支出占营业收入比重表示; Tran为解释变量， 采用五个透明度指标样本百分等级的平均值表示; Control为控制变量; Year和Industry为年度和行业效应; e为误差项。 与此同时， 还分别采用Mcdd、Disclosure、Analyst、Accuracy和Big4这五个单一透明度指标对模型（2）进行回归。

为检验H2， 即信息透明度对创新失败容忍度（管理层强制变更—短期业绩敏感性）的影响， 本文借鉴姜付秀等[28] 和朱冰等[10] 的研究， 构建Logit模型（3）和（4）检验信息透明度对管理层强制变更与短期业绩间敏感性关系的影响。 模型中加入行业和年度虚拟变量， 并对回归模型的标准误进行企业层面和年份的聚类调整。

Turnoveri，t+1=β0+β1Adj_roai，t+β2Trani，t+

β3Adj_roai，t×Trani，t+β4Controli，t+Year+

Indusry+ei，t           （3）

Turnoveri，t+1=β0+β1△Adj_roai，t+β2Trani，t+

β3△Adj_roai，t×Trani，t+β4Controli，t+Year+

Indusry+ei，t        （4）

其中： Turnover为企业t+1年发生管理层强制变更的虚拟变量; Adj_roa为企业短期业绩， 本文以经行业中值调整的总资产利润率表示; △Adj_roa为企业短期业绩的变动值。 其余变量不变。

为检验H3和H4， 即产权性质和股权激励对信息透明度与企业创新投入之间关系的调节作用， 在模型（2）的基础上， 本文按照产权性质将样本划分为国有企业和非国有企业样本组， 并按照当年管理层持股比率的中位数将样本划分为股权激励水平高和股权激励水平低的样本组进行分组回归。

四、实证结果与分析

（一）描述性统计

表2为主要变量的描述性统计结果。 被解释变量创新投入（RD）的平均值为0.049， 表明样本期间我国企业研发支出占营业收入的比重为4.9%， 而根据国际经验， 这一指标超过5%时才具备创新竞争优势。 RD的标准差为0.053， 说明企业间研发投入强度存在差异。 从信息透明度相关变量来看， 信息披露考评分值（Disclosure）的均值为3.082， 表示上市公司信息披露质量介于良好和优秀之间。 分析师人数（Analyst）的均值为10.205， 且差异较为明显， 最小值为1， 最大值为42。 根据上述五个指标构建的信息透明度综合指标Tran的均值为0.266， 标准差为0.146。

（二）回归结果

表3为信息透明度对企业创新投入影响的回归分析结果。 本文出于對模型稳健性的考虑， 在验证假设前进行了Hausman检验， 检验结果位于表3最下方， 结果显示采用固定效应模型更为合理， 并对回归系数标准误进行公司层面的聚类调整。 由列（1）的回归结果可知， 信息透明度综合指标Tran的回归系数在1%的水平上显著为正， 表明信息透明度对企业创新投入具有促进作用， H1得到验证。 列（2） ～ 列（6）为五个透明度指标对创新投入的回归结果。 其中， lnAnalyst为分析师人数加1的自然对数。 回归结果表明， 虽然Big4的系数不显著， 但其余四个透明度指标均与创新投入呈显著正相关关系。

表4为信息透明度对创新投入的作用机制检验。 在列（1）和（3）中， Adj_roa的系数为-4.8148， 在1%的水平上显著， △Adj_Roa的系数为

-2.0821， 在10%的水平上显著， 表明管理层强制变更与企业短期业绩敏感性较高， 对创新失败的容忍度较低。 在列（2）和（4）中， Tran×Adj_roa以及Tran×△Adj_roa为本研究的关键变量， 回归系数分别为8.5717和12.3736， 均在5%的水平上显著， 说明信息透明度能够显著缓解管理层强制变更与短期业绩的敏感性， 提高了企业对管理层创新失败的容忍度， H2得到验证。

表5为调节变量分组回归结果。 可见， 非国有企业中信息透明度综合指标Tran的回归系数为0.0226， 在1%的水平上显著， 国有企业中信息透明度综合指标Tran的回归系数为0.0090， 在5%的水平上显著。 未在表中报告的组间系数差异检验结果显示， 两个回归系数的差异在1%的水平上显著（p值为0.001）， 表明相较于国有企业， 信息透明度对企业创新投入的促进作用在非国有企业中更加显著， 验证了H3。 股权激励水平高的样本中信息透明度综合指标Tran的系数为0.0242， 高于股权激励水平低的样本组（0.0134）。 未在表中报告的组间系数差异检验结果显示， 分组回归系数的差异在1%的水平上显著（P值为0.005）， 这意味着相较于股权激励水平低的企业， 信息透明度对创新投入的促进作用在股权激励水平较高的企业中更加显著， H4得到验证。

五、稳健性检验及排除替代性解释

（一）稳健性检验

1. 内生性检验。 考虑到信息透明度与企业创新投入之间可能存在反向因果的内生性问题， 本文借鉴Zhong[8] 和Simintzi等[29] 的研究思路， 采用动态分析和变化模型的方法进行内生性检验。 将模型（2）中的信息透明度综合指标Tran转换为多期变动值， 基本思路为： 如果信息透明度与创新投入为因果关系， 则信息透明度当期变动值只能影响当期或未来期间创新投入的变动值， 但信息透明度未来期间的变动值无法影响以往期间创新投入的变动值。 其回归结果如表6所示， 在列（1）的动态分析模型中， 经过F检验， 利用混合回归模型， 并采用聚类稳健的标准误对回归结果进行调整， 同时控制时间和行业效应。 回归结果表明， 当期信息透明度的变动值会影响创新投入未来期间的变动值， 但未来期间信息透明度的变动值与以往期间的创新投入变动值无显著关系， 一定程度上证明信息透明度与企业创新投入不存在反向因果关系。

2. 指标敏感性检验。 考虑到指标的设定可能影响文章的实证结论， 本文对创新投入指标和信息透明度指标进行敏感性分析。 以研发支出与总资产的比值（RD2）和研发支出自然对数（RD3）作为企业创新投入的替代变量[4，30] 。 同时， 参考已有文献的做法[23] ， 本文将信息透明度转换成虚拟变量HighTran， 若该变量高于其样本中位数则取1， 否则为0。 基于此， 本文重新对模型（2）进行回归。 回归结果如表7所示， 信息透明度与创新投入仍然在1%的水平上显著正相关， 研究结论保持不变。

（二）排除替代性解释

1. 排除企业融资的影响。 理论上， 信息透明度还可以通过改善外部融资渠道推动企业创新。 基于稳健性考虑， 借鉴已有研究的做法[23] ， 在控制企业股权融资后重新对模型（2）进行回归， 从而排除企业融资机制的影响。 借鉴Brown等[31] 的研究， 采用t-2 ～ t年每年股票增发额与年末总资产比值的和（Finance）作为股权融资的代理变量， 并假设这部分资金全部用于研发投资。 实证结果如表8列（1）所示， 信息透明度综合指标Tran的系数仍在1%的水平上显著。 股权融资与创新投入的系数为正但并不显著， 这与国内相关研究结论一致， 可能与股票市场不成熟有关[23] 。

2. 排除创新失败风险的其他替代性解释。 部分国外学者认为， 在国外资本市场， 创新产出水平是衡量管理者业绩的重要考核指标， 创新失败可能导致创新产出水平低于预期， 使管理层面临被企业解雇的风险， 而信息透明度可以通过缓解管理层强制变更与创新产出之间的敏感性， 促进企业创新投入[8] 。 上述观点或许是本文的一种替代性解释。 基于此， 本文借鉴Zhong[8] 的思路， 用创新产出指标替换短期业绩指标构建模型（5）， 验证信息透明度对管理层强制变更与创新产出之间关系的影响。

Turnoveri，t+1=β0+β1Patenti，t+β2Trani，t+

β3Patenti，t×Trani，t+β4Controli，t+Year+Industry+

ei，t   （5）

对于创新产出水平（Patent）， 本文以当期上市公司独立申请专利数加1的自然对数作为创新产出水平的代理变量， 数据来自CNRDS数据库。 同时依据Zhong[8] 的思路， 加入资產收益率的变动值（△Roa）以及研发支出与总资产的比值（RD2）， 进一步控制企业业绩和创新投入对创新产出水平的影响， 以保证结论的可靠性， 其余变量不变。

表8中列（2）和（3）报告了Logit模型的回归结果。 其中， Patent的系数为负， 交互项（Tran×Patent）系数为正， 但均无显著性。 回归结果表明， 管理层强制变更与创新产出无敏感性关系， 可以排除这一替代性解释。

六、研究结论与启示

本文以2007 ～ 2019年我国A股上市公司为样本， 考察了信息透明度对企业创新投入的影响。 研究发现： 第一， 信息透明度对企业创新投入具有促进作用。 第二， 进一步分析其作用机制发现， 信息透明度可以通过缓解管理层强制变更与短期业绩之间的敏感性， 提高企业对创新失败的容忍度， 从而激励管理层增加创新投入。 第三， 信息透明度对非国有企业创新投入的促进作用更加显著， 并且信息透明度作为降低创新失败风险的激励机制， 与股权激励等收益激励机制呈互补关系， 共同促进了企业创新投入。 此外，本文通过实证检验， 在控制融资约束后， 发现信息透明度与创新投入仍呈显著正相关关系， 并且管理层强制变更对创新产出水平无显著影响， 一定程度上排除了企业融资以及创新失败风险的其他替代性解释。

本文研究结论具有理论与实践意义。

在理论上， 第一， 从五个层面衡量企业信息透明度， 检验了信息透明度对企业创新投入的影响， 并且结合我国资本市场的特征， 从新的视角揭示了信息透明度影响企业创新投入的作用机制， 发现了信息透明度的新功能， 为信息透明度影响企业创新行为的研究提供了支持， 丰富了信息透明度与企业创新领域的相关研究。 第二， 通过考察股权激励的调节作用发现， 信息透明度与收益激励（股权）在创新激励过程中呈互补关系， 支持了现有理论研究。

在实践上， 第一， 研究结论为市场监管部门制定强化企业信息透明度的相关政策提供了理论依据。 透明的信息环境可以降低管理层与外部投资者和股东之间的信息不对称程度， 不仅能引导市场注重企业的长期价值， 还可以提高公司治理水平， 对建立完善的经理人市场也有帮助， 这对提高我国整体的创新投入水平具有重要意义。 根据研究结论， 相关监管部门应强化企业信息披露机制， 并重视分析师作为信息中介的作用， 推动分析师行业发展。 第二， 发现创新失败容忍度是影响或制约管理层创新决策的重要因素， 而信息透明度具有积极的治理作用， 可以通过提高企业对创新失败的容忍度， 促进企业的创新投入。 由此， 企业应提高信息披露的积极性。 企业股东也应给与管理层更多的信任和包容， 对管理层初期创新失败要更加容忍， 这对企业可持续发展具有重要意义。 第三， 研究结论也为企业如何制定科学合理的激励机制， 进一步完善企业治理体系提供了一定启示。 在设计创新背景下的激励机制时， 企业应统筹推进降低失败风险和提高长期性收益的激励机制， 进一步降低代理成本。

总之， 我国政府及企业应高度重视信息透明度在企业创新投资中的作用， 创造条件以鼓励企业管理层积极投身于创新事业中， 促进企业和国家经济的长远发展。

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