国资介入背景下管理者情绪对企业创新绩效的影响——基于融资约束的门槛效应分析

左祥太

（武汉纺织大学会计学院，湖北武汉 430200）

一、引言

国资介入是指国有企业通过出资入股介入民营企业生产经营的一种方式（赵晓阳和衣长军，2021）。中共中央、国务院于2015年8月24日在《关于深化国有企业改革的指导意见》中明确指出要积极鼓励民营企业与国有企业融合混改，互相接纳各自的优点以达到可持续发展、增强企业活力、促进企业创新的最终目的。混改不仅包括国有企业接纳民营企业股东，也包括民营企业吸收国有企业投资。以联通公司2017年的混改为例，在以定向增发方式引入来自互联网、金融等领域的战略投资者的注资后，其2018年年报显示净利润同比增长452.31%，产业互联网收入同比增长45%，各类创新业务全面布局展开，混改取得了显著成效。经验证据也表明，民营企业在参与混合所有制改革后，创新绩效也得到显著提升，拥有了更强的创新动力、更多的创新资本（Sapra 等，2014），从而有了更高的创新产出（王婧和蓝梦，2019；朱磊等，2019）。大量研究表明，国资介入有助于降低企业的融资约束（朱磊等，2016；叶翠红，2021）。相比于没有国资介入、更需要动用自身能力吸纳投资的民营企业，具备国资背景的企业拥有更充足稳定的现金流和更小的融资约束（叶翠红，2021；任广乾等，2020），且因背靠政府等行政单位而掌握大量的生产资料以及资源的使用权（唐书林等，2021），而这样的使用权更容易解决对某一创新策略投资不足的问题。同样地，基于对国家的信任，银行等机构也会更愿意对该类型企业进行投资，从而降低了国资介入企业的融资难度，使得这类企业不会因投资不足而放弃一部分极具价值与现实意义的创新战略。

管理者是创新的主要生力军之一，与普通员工相比，他们情绪的不稳定往往会为企业带来更大的损失。现有文献多通过自信程度分析管理者情绪对企业创新绩效的影响（李香花等，2021；武翰章和刘维奇，2021；朱和平和马妍，2021）。大量研究表明，管理者过度自信时会高估自身成功的概率而倾向于通过创新性高且风险大的项目提升企业的创新绩效（Greene，2011；陈习定等，2020）。过度自信使管理者更青睐高风险高创新项目，同时也容易对企业造成不可挽回的损失；而“缺乏”自信且更保守的管理者，可能会因为保守的投资方式而避免对企业造成巨大损失。综合来说，仅讨论管理者自信程度对企业创新绩效的影响是不完整的，因为难以说明到底是管理者的过度自信促进了企业的创新绩效，还是高创新性的企业选择了过度自信的管理者。此外，由于我国资本市场的成熟度较发达国家来说更低，所以一些标准的理性投资假设适用性较低，管理者对事件的影响存在一定的认知偏差（唐书林等，2021），这种偏差仍然会表现在对公司效益的影响之上（刘春玉和郝丽斌，2018）。这样的作用机制意味着：首先，管理者可能会因为对某项创新决策的错误判断，或者需要迎合市场的需求进行融资，而在一定程度上放弃较为激进的创新计划，转而选择能创造更高利润的战略决策；其次，不论战略转换的成功与否，都会导致管理者产生一定的情绪，不论是因放弃创新而提高财务绩效导致自身分红增多的喜悦，还是因选择创新造成企业损失的自责（Bodnaruk 等，2015），这样的情绪都绝非是仅用管理者过度自信就可以完全衡量的。因此，降低管理者过度自信的权重，考虑管理者综合情绪的影响更重要。目前，少有学者关注管理者的综合情绪，而管理者作为人类社会形态中最基本的单位——“人”，其情绪是十分复杂且具备较高研究价值的。此外，现有文献更多地研究高科技企业，但缺乏对全行业样本进行讨论的实证论文。本文主要在全行业视角下讨论如下三个方面的内容：（1）国资介入是否影响管理者情绪；（2）这种影响是否提高了企业的创新绩效；（3）国资介入除影响管理者情绪外，是否还通过调节融资约束的方式影响企业创新绩效。

二、理论分析与研究假设

本文首先讨论国资介入与企业创新绩效之间的潜在因果关系，其次分析了管理者情绪在国资介入与企业创新绩效之间的传导机制，并在此基础之上引入了融资约束的调节效应分析。

（一）国资介入与企业创新绩效

从投入产出的角度来看，国资介入的民营企业混改可以在一定程度上提高企业的创新绩效（王婧和蓝梦，2019；朱磊等，2019），即具有国资介入背景的企业的创新绩效要优于没有国资介入背景的企业（李春涛和宋敏，2010）。曾铖和郭兵（2014）通过上海市微观企业数据发现，具有国资介入背景企业的技术创新能力要远高于其他所有制企业。吴延兵（2014）通过比较多种背景的企业发现，含有国资介入背景但非完全国有背景企业的技术创新能力显著强于其他类型企业。刘和旺等（2015）基于工业企业数据库的研究发现，国资背景企业的研发投入、创新绩效均高于民营企业。从现金流的角度来剖析现象就能发现，相比民营企业，具备国资背景的企业因其依靠政府等行政单位，拥有更充足的现金流，能够更轻松地摆脱投资不足困境。这里引出本文的第一个假设：

H1：国资介入与企业的创新绩效呈正向相关关系。

（二）国资介入与管理者情绪

相比没有国资介入、更需要迎合市场形势的民营企业，具备国资背景的企业对市场形势的变动并不敏感（任广乾等，2020），且因背靠政府等行政单位而掌握大量生产资料及资源的使用权（唐书林等，2021）。这些资源确保了具备国企背景企业的管理者拥有充足稳定的现金流，从而不必为迎合市场形势而放弃原有的创新决策。反观民营企业，为了迎合市场形势、在资本市场中维持良好的形象，就需要更加关注市场的风向，以做出更加利于本企业融资发展的经济行为，这便是一种“落袋为安”的心理。民营企业管理者所拥有的资源的不稳定性以及现金流量的不确定性会导致其更多地表现出较低的情绪指数，因为他们往往会因缺少满足企业发展的资源而产生更多的担忧。在此情况下，迎合市场的选择而放弃收益不稳定、不确定性较大的创新计划就成了能够更好规避风险的选择。具备国资背景的企业的管理者，则会因背靠国资而产生更加从容与放松的情绪。这里引出本文的第二个假设：

H2：国资介入与管理者情绪呈正向相关关系。

（三）管理者情绪与企业创新绩效

管理者情绪是行为管理学上的一种抽象概念。作为人类社会最基本组成单位的人，不仅是“经济人”，而且是“社会人”（周三多，2020）。管理者作为“社会人”也存在着复杂的情绪观点，他们往往拥有远高于普通职工的能力、权力与学识，所以他们“意气用事”带来的风险也远高于普通员工，但他们的理性情绪往往能够起到矫正作用。现有文献集中使用企业创新投资与行业中位数来探讨管理者过度自信对企业创新绩效的影响，认为过度自信的管理者更容易从事创新活动（Decanio，1993）。但这些文献忽略了管理者的不自信情绪，不自信并不是对管理者情绪的否定，而更多地表现为一种严谨与利己，因害怕投资失败导致自身激励薪酬的低下。从管理者“短视”或者委托代理的角度分析：现有市场状况下研发投入的风险通常表现出不确定性、高风险性等特征，为了避免在投入大量人力、物力之后的惨烈失败，管理者会预先为投资研发项目进行估值，而这样一类的估值模型与其所拥有的技术手段是正向关联的，估值的失误会影响到企业的创新投资（高洪利等，2021）。由此可见，管理者可能出于对自身薪酬的担忧而选择较为保守的投资方式，做出更加严谨的评估与设计。虽然报表中列示了低于行业中位数的投资（管理者不自信），但得益于他们更加严谨的创新计划，在一定程度上也可能提升企业的创新绩效。所以本文认为，管理者的综合情绪更能代表管理者在面对一项创新战略时的真实意图，从而能够引发企业创新绩效的变动，故引出本文的第三个假设：

H3：管理者情绪与企业创新绩效呈为正向相关关系。

（四）融资约束的调节作用

没有国资介入的民营企业可能存在着因垄断压制和信贷歧视导致的融资约束，所以在资金的划分使用上更加谨慎，同时创新决策的容错率更低。对于具备国资介入条件的企业管理者而言，充足的现金流意味着更低的试错成本与更高的创新容错率。而随着创新风险的增长，创新收益也会呈指数级增长，这样的循环将会导致“马太效应”的形成，即非国资介入企业由于长期得不到国资介入而不敢选择高风险的创新战略，从而一直维持较低的收益，甚至入不敷出，具备国资介入条件的企业在具备充足现金流的情况下挑战高风险的创新战略，从而能够获得较高的收益。综合上述讨论可以发现，非国有企业的管理者在面对融资约束时通常比国有企业的管理者表现出更多的负面情绪，即情绪指标得分较低。也从而导致了两种企业不同的管理者对企业是否需要选择创新决策的不同观点，即融资约束会调节国资介入与管理者情绪以及企业创新绩效之间的相互作用。因此，提出本文的第四个假设：

H4：融资约束会负向调节国资介入与企业创新绩效之间的关系。

本文研究框架如图1所示。

图1 研究框架

三、研究设计

（一）数据与样本

本文从CSMAR 数据库选取2010－2020年所有上市非ST公司的相关数据为研究样本，删除重复冗余后，共计得到7294 个观测样本。所有样本处理与回归检验方法均通过Stata16.0 实现。

（二）变量定义

1.创新绩效（INNO）

创新绩效包括创新投入与创新产出，与创新投入相比，有效的创新产出要更容易获取与界定。本文参考朱磊等（2016）的做法，采用上市公司滞后一期专利申请数的自然对数来衡量其创新绩效。

2.国资介入（NATION）

在公司前十大股东中，国有持股比例占前十大股东总比例的比值。

3.管理者情绪（SENT）

首先借鉴姚加权等（2021）的做法，构建情绪词典具体内容，再通过与管理者披露信息的交集分别计算积极情绪与消极情绪，则管理者情绪的代理变量（SENT）=管理者积极情绪-管理者消极情绪。

在构建情绪词典方面，采用如下带有惩罚机制的词频法计算初始词典中符合年报习惯，并经过调整后的词典词语：

其中，Wn,N为综合中科院汉语词法分析系统（ICTCLAS）等的年报语料词汇中可选正面词n在收益为正的年报集合N中出现的次数；Wn,P为可选正面词n在收益为负的年报集合N中出现的次数。可以看到年报中的积极词汇得分会随着等式右边左半部分数值的增加而增加，引入等式右边右半部分的惩罚机制之后，可以一定程度上降低积极词序的误判，并对之进行合适的筛选与排序。可以以同样的方式筛选消极词汇。由此得到更为可靠并且在语料库与方法一致的情况下可重复的情绪词典，本文得到情绪词典部分（词语不分先后），详见表1。

表1 情绪词典（部分）

在得到较为客观准确的情绪词典之后，使用Stata 的文本分析功能对上市公司年报中基本情况的文本（basicmess）进行交集筛选。文本中含有积极词汇（positive）则积极积分加一，含有消极词汇（negative）则消极积分加一，最后计算管理者综合情绪指标，计算方式如下：

其中，positiveit表示经由公式（2）计算出的某公司某年的积极情绪总得分，negativeit表示经由公式（2）计算出的某公司某年的消极情绪总得分。

4.融资约束（SA）

参考叶翠红（2021）的定义方式，利用更常规的SA指数来衡量企业面临的融资约束大小，SA越大表示企业所面临的融资约束越大，其计算方法是：SA=0.434×SIZE2－0.737×SIZE－0.04×AGE。

5.控制变量

为了使上述四类变量之间的因果关系更为显著，本文引入一系列控制变量，详见表2。

表2 控制变量

（三）模型构建

为了分析国资介入、管理者情绪与企业创新绩效之间的传导机制，本文参考林少疆等（2016）使用的传导机制检验方法，构建如下模型：

上述四个公式可以分别验证H1、H2 与H3 的假设及管理者情绪的传导效应。为了验证H4，引入融资约束（SA）的调节效应，建立如下模型：

在上述公式中，α0为截距（常数），αn,n＞0为变量的系数，Control为控制变量，ε为残差。

四、实证分析

（一）描述性统计与相关性分析

本文主要变量的描述性统计与相关性分析结果见表3。

表3 描述性统计量与Pearson 相关系数

由表3可以发现，2010－2020年全行业样本的专利申请数均值约13.818（e2.626）个。总体来看所有样本的国资介入、管理者情绪等变量在均值、最小值、最大值的数值上均有较大差异，这说明不同企业的组间差异较大，即这些样本企业均具有一定代表性，涵盖了变量不同的取值会使得结论更具备普适性。其余变量取值均在可接受范围内波动。

（二）回归结果讨论

为了更好地讨论管理者情绪的传导效应以及融资约束的调节效应，对样本数据进行相应回归，表4的（1）～（5）列分别对应公式（5）～（9）的回归结果。

表4 管理者情绪的传导效应与融资约束的调节效应

由表4回归结果可以发现，第（1）列中国资介入在1%的显著水平上正向提升管理者情绪，H2 得到验证；第（2）列中国资介入在10%的显著水平上提升企业的创新绩效，H1 得到验证；第（3）列中，管理者情绪对企业创新绩效的影响显著，H3 得到验证。同时，最后一列的两阶段最小二乘法也能够在一定程度上排除反向因果的内生性干扰。根据表4第（1）、（3）和（4）列的结果，借鉴Baron 和 Kenny（1986）提出的传导效应逐步检验法，可以验证管理者情绪在国资介入与企业创新绩效之间的传导效应。参考温忠麟等（2004）的结论可以发现，在第（1）列和第（3）列中自变量NATION、SENT系数较为显著，但在第（4）列中国资介入的变量NATION的系数并不显著，表示管理者情绪SENT在该传导路径中影响显著。第（4）列中国资介入变量的t 值为1.532，接近10%的显著水平，结合表4第（5）列融资约束（SA）交乘项的系数（-0.750）与显著性水平（1%），可以判断融资约束在其中存在一定的调节效应，但会受管理者情绪变量干扰。在模型（8）和模型（9）中分别对国资介入（NATION）求偏导可以得到纳入融资约束（SA）后，国资介入对企业创新绩效的影响大小以及方向。

综上所述，α1与β2均大于零，β1小于零；此外，根据表3可知SA衡大于零，证明融资约束（SA）的存在负向调节国资介入对企业创新绩效的影响，假设H4 得到验证。

（三）融资约束的门槛效应分析

本文选用的融资约束变量（SA）为连续型变量，所以仅以行业融资约束均值或者观测年度内企业的融资约束均值衡量该企业的融资约束程度可能不够合理，故采用门槛回归的方式来分析不同取值下的融资约束对管理者情绪以及企业创新绩效的影响。采用的门槛回归公式如下：

其中，Y表示门槛回归中的被解释变量，X表示门槛回归中的主要解释变量，γ 表示融资约束的门槛值，I为示性函数，当括号内容成立时取1，反之取0；Control表示控制变量，C表示常数项，u、v、e分别表示行业效应、年份效应与误差。为了满足门槛回归的平衡面板要求，本文对缺失数据采用插值法填充，并进行了一定的缩尾处理，门槛回归结果如表5所示。

表5 融资约束的门槛效应回归

表5第（1）列的结果表明，在国资介入与企业创新绩效之间，融资约束的门槛值为4.440，在门槛值上下国资介入对企业创新绩效的影响都在10%的水平上显著，且方向一致，这充分说明在不同的融资约束条件下，国资介入对企业的创新绩效存在正向影响，且在高融资约束限制下影响更显著。该实证结果也充分印证了现有文献提到的国资介入对企业融资约束的抑制作用，同时第（2）列与第（3）列亦能得出类似结论。

（四）稳健性检验

为了验证假设H1 的稳健性，本文通过组间T 检验来检验国资介入是否会造成企业创新绩效的显著差异，结果见表6。

从表6可知，无国资介入的样本共计4850 条，有国资介入的样本共计2444条。T 检验结果表示，在1%的显著水平上拒绝两组创新绩效相同的原假设，表明国资介入与否对企业的创新绩效影响有着显著的差异。为了进一步分析其余假设的有效性与稳健性，本文别采用研发投入占营业收入比例的虚拟变量与研发人员数量占比的虚拟变量作为管理者过度自信的代理变量（若公司当年该变量取值大于同行业同年指标中位数则取1，否则取0）。稳健性检验结果见表7。

表6 组间T 检验

表7 稳健性检验

表7（续）

结合表7可以发现，使用不同的管理者过度自信指标代替管理者情绪指标后，变量之间相互关系的影响数额与显著性水平略有变动，但大部分变量之间的影响关系仍在1%的水平上显著，且基本的影响方向并未发生变化。稳健性检验的结论如下：（1）国资介入仍然有助于提升管理者情绪水平，H2 的稳健性得到验证；（2）管理者情绪水平的提升会显著影响企业的创新绩效，H3 的稳健性得到验证；（3）更换管理者情绪指标后融资约束（SA）的调节效应仍表现为显著的负向影响，H4 的稳健性得到验证。

五、结论与建议

先前的研究仅在管理者过度自信方面探讨股权结构对企业创新绩效的影响，且样本仅限于高科技企业，结论缺乏普适性。本文拓展了管理者情绪指标，以2010—2020年我国上市的非ST 公司为样本，补充了样本，深入讨论了国资介入、管理者情绪以及企业创新绩效三者之间的关系。研究发现，上市公司整体层面存在如下现象：（1）国资介入对企业管理者情绪存在显著的正向影响；（2）国资介入对企业创新绩效的影响表现为显著的正相关；（3）管理者情绪在国资介入对企业创新绩效的影响中具有促进作用；（4）融资约束会负向调节国资介入对企业创新绩效的正向影响。

本文在新的视角下定义了管理者情绪的计量方式，为国资介入对提升企业创新绩效的方式提供了新的参考。首先，企业的管理者应保持一定程度的“非理性”，这需要企业为管理者提供不完全依赖于公司财务绩效的奖惩措施，减少管理者“完全理性”行为带来的代理问题及“短视”行为，以保证在管理者迎合市场形势获得充分资金之时仍能做出有利于企业长期发展的创新决策，保证公司的创新绩效水平合理。其次，国资介入有助于缓和管理者情绪对企业创新绩效的负面影响，所以国资政府方面可以考虑扶持一些有价值的新兴科技行业，给予其足够的“底气”，让其能够避免因过度迎合市场而导致的创新“夭折”。