殊途同归还是两歧遂分：战略调整度对企业创新绩效的影响

刘亭立，方 钰，王 妍

（北京工业大学经济与管理学院，北京 100124）

1 研究背景

创新是企业赖以生存和谋求发展的根本，企业市场实力的提升、绩效的增长也离不开创新。我国第“十四”个五年规划中也指出，在迈向创新型国家的过程中，宏观经济的增长离不开微观企业的创新推动。作为市场主体，我国企业在创新能力、资源配置方面还存在较大差异，这需要企业重视创新研发、增强研发创新能力，形成市场竞争优势，从根本上解决创新成果产出不足、质量不高等问题。袁蓉丽等［1］、刘昌华等［2］、徐健等［3］研究表明，企业战略是通过资源配置获得竞争优势的一种手段，反映企业经营活动与其环境和资源能力的匹配程度，最终导向企业战略目标的实现。企业战略经营和决策的复杂程度使企业面临的不确定性和风险加剧，因此技术创新研发、提高创新能力也成为企业获得竞争优势的关键。近年来，刘晓昳等［4］、袁蓉丽等［5］、孙洁等［6］众多学者分别研究了战略类型、战略激进度、战略差异度等与企业创新的关系，然而企业要获取最佳效益、实现可持续发展，需要选择适合自身发展的战略［7］。市场环境的变化要求企业战略作出及时调整［8］，这就意味着企业战略并非静态的，而是处于动态调整过程中。那么，战略调整的方向和幅度又会对企业创新结果产生什么样的影响？这是本研究的切入点。现有研究指出，企业只有适时、适度地调整战略才能更好的抓住市场机遇、获得市场实力优势［2］。基于经典战略类型分类，本研究将战略调整分为两个方向：趋向进攻型方向和趋向保守型方向。那么，向两个完全相反的方向调整，其结果是殊途同归还是两歧遂分？为此，本研究以战略动态调整为切入点，落脚于企业的创新绩效，实证检验企业战略动态调整对其创新绩效的影响。

2 理论分析与假说发展

企业战略贯穿于企业经营的全过程，战略调整是企业管理者根据企业面对的外部环境以及自身经营能力对资源作出的合理配置决策。Miles 等［9］按照企业战略活动与其外部环境和资源能力的匹配程度，将战略类型作出静态划分为保守型、进攻型和分析型。这种划分方式已经涵盖其他主流战略分类且易于度量，因此被学者们广泛接受，此后的战略类型研究大都采取这一研究范式。在经济增长中枢放缓、“去全球化”风险等因素的影响下，企业效益增长面临下调压力，静态战略在很大程度上不利于企业适应市场环境，此时企业管理者会倾向于向不同战略类型调整以寻求新的发展模式［10］。企业创新决定企业发展方向和规模，是提升企业市场实力的重要环节，不同战略类型对创新的偏好不尽相同，那么战略动态调整能否影响企业创新绩效？沈灏等［11］指出进攻型战略是一种极具冒险性和创新性的战略类型，企业热衷于进行研发投入、新产品开拓等业务，管理者倾向于通过积极的风险承担获得差异化竞争优势。当企业战略较激进时，管理者创新意愿较强［12］，表现为将战略资源大规模地投入到研发创新中［13］，在一定程度上提高了企业创新绩效。与进攻型战略相比，实施保守型战略的企业管理者风险偏好较低［11］，加之创新具有高风险特性，因此，管理者对研发创新和新产品研发业务的积极性不高［5］，此时，企业管理者可能认为短期内企业面临的环境不会出现较大变化，可以专注于已取得的市场份额，通过企业内部生产条件的改善可以实现增效降本。两种类型战略都能给企业带来竞争优势，但是，由于企业的资源禀赋、经营环境改变，企业需要调整其战略以提升创新效益，至于哪一种战略调整更适合企业发展无法确定。理论上，战略调整对企业创新绩效存在两个相反的观点：“适应观”支持企业进行战略调整的目的是适应环境，通过调整战略提高企业适应环境的能力，对企业资源配置和创新绩效产生积极影响［14］；“组织生态观”认为战略调整会破坏企业现有组织结构，加之研发创新投入的不确定性特征容易导致企业创新失败［15］。Jauch 等［16］、郑兵云等［17］的研究证实了这两种观点。但也有研究如李卫宁等［18］、朱丹等［19］指出战略调整度对企业创新绩效呈现非线性影响。据此，笔者认为结论不一致可能是由于样本企业的差异性，具体表现在企业战略调整的方向以及自身的财务资源禀赋两个方面。首先，相同幅度的战略调整，对于趋向保守方向和趋向进攻方向的调整，企业研发创新意愿和能力是不同的，对创新绩效的影响效果显然具有差异性，相比趋向保守型方向调整，趋向进攻型方向调整的企业其创新意愿更强；其次，相同方向的战略调整，对于资源禀赋差异企业影响也不同，如趋向进攻型方向调整对于资源禀赋企业可能机遇大于风险、创新成功的可能性更大，而对于资源相对匮乏企业可能风险大于机遇、面临较大的创新失败风险。由此可见，在分析企业战略调整度对企业创新绩效的影响中，要考虑战略调整方向的差异性。

马李沛沛［20］、魏谷等［21］研究指出，在外部环境变化和内部资源有限的约束下，企业会不断调整其战略以提高其适应能力。趋向保守型方向调整意味着企业当期战略较上两期战略变得更为保守；趋向进攻型方向调整意味着企业当期战略较上两期战略变得更为激进。战略调整方向实质上反映的是企业的战略意图和资源掌控能力。一方面，企业面对的外部环境改变会影响其战略资源。趋向保守型方向调整的企业可能由于受到资源约束，为了规避环境威胁选择以退为进的方式来调整资源配置，在企业创新行为上表现为留存创新资源［21］，以及收窄创新项目，强化成本控制，因此短期内其创新绩效会有所降低；趋向进攻型方向调整的企业可能会倾向于选择积极的资源重配，此时企业将致力于研发创新投入，大规模地将资源投入到创新项目中，期望通过技术研发、新产品开拓等获得市场势力，以获得更大的风险回报。另一方面，在不同的战略调整方向下，企业管理者决定了战略调整幅度的大小，只有适度的战略调整才能使企业战略与环境协调和资源配置能力相匹配［4］。

在趋向保守方向的调整过程中，企业采取资源收缩行为影响管理者创新投入意愿继而影响了其创新绩效。首先，如谢康等［22］、贺小刚等［23］的研究均表明企业资源配置以及信息处理能力有限，企业倾向于选择资源的“减法”行为，减少创新资源投入。此时，管理者为了维持已有的市场份额，将主要精力投入到稳定的产品市场或者企业核心业务。企业创新资源投入的减少、管理者创新积极性的降低都会在一定程度上降低企业创新绩效。其次，企业的资源“减法”行为导致的是先前的创新项目投资变成沉没成本，或者将资源投入到风险不确定性较低的项目上去，给创新投入带来挤占效应。再次，随着环境改变、新技术变革，以降本增效为初衷的企业也可能在已有市场领域丧失话语权，随着战略调整度的增大，战略调整过程中带来的效益损耗可能超过效益创造。最后，趋向保守型方向的战略调整意味着管理者对失败的容忍度降低。根据文巧甜等［24］、Mishina 等［25］的研究，损失规避效应指出，由于管理者对收益和损失的风险承受能力是不对称的，因此管理者会通过收益和损失来评估当前战略调整决策。当企业趋向保守型方向调整时，管理者更倾向于规避风险，既会在一定程度上规避高风险的创新活动，也会导致其创新绩效下降。综上所述，提出本文的研究假说H1。

H1：企业战略趋向保守型方向调整时，战略调整度的增加抑制了企业创新绩效的增长。

与趋向保守方向调整相反，趋向进攻方向调整的企业倾向于冒险性战略调整，通过技术研发和新产品开发提升其市场竞争优势，随着战略资源向研发创新层面集聚，企业的创新绩效会随之提升。然而，趋向进攻型方向下的调整虽然在一定程度上能够提升企业效益，但是随着调整幅度的增大，企业的经营风险也会因过高的金融杠杆、过大的经营范围而不断提升［5］。首先，基于资源基础观，企业具有一定的资源配置能力，在企业战略资源充足时，为了获得和保持市场竞争优势，管理者冒险性调整的意愿更强、行为更加激进［26］，企业享有的这种先发优势通过将财务资源、管理资源不断地投入创新项目中，在短期内带来企业创新绩效的提升。不可忽视的是，企业管理者为了提高自身绩效表现，将更多的资源投入到创新项目中可能导致过度投资发生或投资效率降低，而过度投资加剧了企业的经营风险、业绩不稳定等问题，此时，资源投入导致的损失超过战略调整收益，抑制企业创新绩效增长。其次，不管是企业管理者个人还是企业都仅有有限的管理协调能力来有效地处理和吸收新的知识和实践［27］，企业适当地调整战略，通过吸收新知识改变落后的组织形式，增强信息处理能力和环境适应能力［28］，能在一定程度上激发管理者的创新意愿，促进企业创新绩效的增长；而战略调整超过一定幅度后，研发投入资本大幅度增加、创新成果不确定性上升，同时原有组织架构与新战略可能出现不协调［16］，导致企业战略调整引致的风险超过创新收益，在一定程度上抑制了企业创新绩效增长。因此，企业在短期内大幅度战略调整造成的组织结构不匹配和管理不协调问题加剧。趋向进攻型方向时，在一定范围内进行适度的战略调整可以发展企业的资源配置能力，战略调整带来的正向创新效益超过资源投入的成本增加，能够提高企业的创新绩效［29］；但李卫宁等［18］、Hilmersson 等［28］的研究均表明，超过某一阈值之后，较大的调整幅度会导致企业使用过多的资源去维持不必要的研发活动，进而降低对创新绩效的边际贡献，即最终呈现倒“U”型影响。据此，提出本文的研究假说H2。

H2：当企业战略趋向进攻型方向调整时，战略调整度与创新绩效之间是倒“U”型关系，随着战略调整度的增大，创新绩效呈上升趋势；战略调整度超过阈值后，创新绩效开始下降。

若战略调整度与创新绩效的正向关系（A）是线性增长的，即：

而战略调整度的负向影响（B）是边际递增的，即：

那么战略调整度（X）与企业创新绩效（Y）的关系为：

曲线的拐点横坐标为：

3 研究设计

3.1 样本选择与数据来源

研究的初始样本为2011—2019 年沪深A 股上市的非金融保险类企业，参考已有企业战略的研究，作出如下筛选：ST 和ST*公司会影响企业战略执行情况，因此剔除了ST、ST*和已退市企业；剔除企业战略维度数据缺失以及财务数据存在严重缺失的企业。最后得到了9 475 个样本数据。另外，考虑到样本中异常值的影响，采用通用研究做法对变量进行缩尾处理。其中，专利相关数据来自我国国家统计局中国专利检索和分析网站；企业战略维度数据和财务数据来自国泰安和万德数据库。

3.2 模型设定

构建基准回归模型如式（5）所示，验证假说H1。

式（5）中：被解释变量Ln Pateni,t代表企业创新绩效；解释变量CSCi,t代表战略趋向保守型调整时的调整度。

式（5）中需重点关注α1，反映战略调整度（CSC）与企业创新绩效的关系。若假说H1成立，则α1应显著为负。

为了验证假说H2，在基准回归模型的基础上加入战略调整度二次项（OCS2），构建曲线回归模型如式（6）所示。

采用Lind 等［30］提出的“三步法”来检验战略趋向进攻型方向调整时战略调整度与企业创新绩效的倒“U”型关系，如果关系成立，需要满3 个条件：第一，OSC 系数β1显著为正，OSC2系数β2显著为负；第二，倒“U”型关系曲线的斜率在样本取值最小处和最大处要足够陡峭；第三，关系曲线的拐点应该位于样本中解释变量数据范围内。

3.3 变量定义

（1）战略调整度。首先，按照Bentley 等［13］的方法度量样本企业每一年度的战略值。考虑到战略调整的周期，用样本企业3 年间的战略变化度量战略调整度，当SSC 为负，则定义为趋向保守型方向调整，取绝对值，变量定义为CSC；当SSC 取值为正，则定义为趋向进攻型方向调整，变量定义为OSC。CSC（OSC）越大，说明企业战略调整度越大。

（2）创新绩效（Ln Patent）。根据我国国家统计局的专利分类比较，发明专利被认为是衡量创新产出最准确、最直接的指标［31］，因此使用企业战略调整时段的发明专利申请增量衡量企业创新绩效。由于样本中部分企业的专利申请数为零，因此对原始收集的专利数先加1 再取自然对数，得到创新绩效的代理变量Ln Patent（见表1）。另外，考虑到两种战略调整类别的经济后果存在差异，构建一个创新绩效的相对指标进行稳健性检验，即用每单位研发投入的发明专利申请数表征，使用Ln Patent/ln (1+研发支出)计算。

表1 变量说明

（3）控制变量。借鉴吴超鹏等［31］、周冬华等［32］对企业创新影响因素的研究，确定可能影响企业创新绩效的控制变量包括公司规模（Size）、盈利能力（ROA）、现金持有水平（Cash）、营业收入增长率（Growth）、两职合一（Dual）、董事会规模（Board）、管理层薪酬（Pay）、公司成立年限（Age），同时对年份和行业差异进行控制。

4 实证结果分析与异质性讨论

4.1 描述性统计

研究变量的描述性统计结果见表2，样本企业年度创新绩效差别较大，战略调整度差异性较大，并且趋向保守型战略调整度平均低于趋向进攻型调整度。

表2 变量描述性统计结果

表2 （续）

为进一步考察战略调整度与创新绩效的变化趋势，区分两个战略调整方向，按照战略调整度25%和75%分位数将样本企业各分为3 组进行检验。从表3 可以看出：趋向保守型方向调整时，随着战略调整度的增大，创新绩效均值降低；趋向进攻型方向调整时，创新绩效在战略调整度适中组最高，随后降低，说明可能存在非线性关系。考虑到不同分组之间的差异，还使用STATA 中的Balancetable 进行了多组间两两均值差异检验。结果显示：战略趋向保守型调整时，调整度较小的组和适中组差异不显著，调整度适中组和较大的组差异检验在1%水平上显著（P=0.062），调整度较小的组和较大的组差异检验也在1%水平上显著（P=0.059）；趋向进攻型方向调整时，战略调整度较小的组和适中组差异不显著，调整度适中组和较大的组差异检验在1%水平上显著（P=0.068），调整度较小的组和较大的组差异检验也显著为正（P=0.066）。战略调整度较大时，无论是战略趋向保守型调整还是趋向进攻型调整，战略调整度对创新绩效存在显著抑制作用。

表3 样本分组描述性统计结果

4.2 回归结果分析与讨论

选用固定效应模型的经验估计结果如表4 所示，其中只列出了趋向不同方向调整时战略调整度对企业创新绩效的回归结果。基准回归结果显示（α=-0.027，P＜0.01），战略趋向保守型方向调整时，随着战略调整度的增大，企业的创新绩效会减少，假说H1得到验证。

表4 样本企业战略调整度与创新绩效回归结果

表4 （续）

按照“三步法”规则［31］，首先，曲线回归结果显示，OSC 的系数显著为正（β1=0.062，P＜0.01），OSC2系数显著为负（β2=-0.005，P＜0.01），满足条件一。

其次，将曲线回归模型简化为式（7），对OSC求一阶导数，方法见式（8）：

令式（8）等于零，求得曲线的拐点横坐标OSC*=6.2，在OSC 取值范围内满足检验倒“U”型关系曲线的第二条标准。此外还进行Utest 检验，计算出的拐点横坐标也为6.2，同时slope 在区间里存在负号，进一步验证了倒“U”型曲线关系。

第三，当OSC 取最小值OSCmin 时曲线斜率取值为正，当OSC 取最大值OSCmax时曲线斜率取值为负。根据OSC 的统计结果和式（6）的回归结果可以求出：

综上，假说H2得到验证。也就是说，随着战略调整度的增大，企业创新绩效呈现出先增加后降低的趋势，当战略调整到一定幅度（OSC=6.2），新战略与环境的不匹配性会凸显；而企业管理者对新战略的协调和控制能力有限，战略调整对创新绩效的破坏效应增大，企业创新绩效降低。

4.3 内生性检验

4.3.1 工具变量法

通常来说，同一行业上市公司的战略定位具有相似性，因此企业战略调整度可能受到同行业其他企业战略调整度平均水平的影响，但是同行业其他企业的战略调整行为不会对本企业的创新绩效带来影响，因此，选择战略调整度的年度行业均值（CSC_mean 和OSC_mean）作为战略调整度的工具变量。如表5 所示，战略趋向保守型调整时，工具变量CSC_mean 的估计系数显著为正，即战略趋向保守型调整时，同行业其他企业战略调整的平均水平越高，该企业战略调整度越大，战略调整度的系数显著为负（α1=-0.076，P＜0.1），这同以上基准回归结果保持一致。同理，战略趋向进攻型调整时，OSC和OSC2的系数分都在1%水平上显著，也就是说战略趋向进攻型调整时，创新绩效随着战略调整幅度的增大呈现先上升后下降的趋势，与以上基准回归结果一致。此外，通过STATA 中3 个统计量（Kleibergen-Paap rkLM、Cragg-Donald Wald F 和Stock-Yogo）也排除了模型识别不足问题，拒绝了弱工具变量的原假设，即本所选取的工具变量是有效的。

表5 采用工具变量法的样本企业战略调整度与创新绩效回归结果

4.3.2 倾向得分匹配法

企业的战略调整决策是管理者基于企业所处的市场竞争环境和拥有的资源禀赋作出的，因此战略的调整并不是随机的，而企业创新绩效水平的高低可能是由企业的其他内在特征所决定，因此，选择倾向得分匹配法进一步检验。首先，分别按照战略调整方向，根据战略调整度的中位数将样本分为两组，战略调整度较大的为处理组、较小的为控制组。其次，以企业规模、盈利能力、现金持有水平、营业收入增长率、两职合一、公司成立年限、董事会规模作为协变量进行匹配。匹配前进行了平衡性检验，结果表明（见表6），无论是趋向保守型调整还是趋向进攻型调整，匹配后的所有协变量的标准差均小于5%，匹配结果可接受。匹配后重新回归的结果见表7，战略趋向保守型和进攻型调整时倾向得分匹配后的估计结果与以上基准回归结果一致，进一步验证了本研究的结论。

表6 样本企业战略调整度与创新绩效平衡性检验结果

表7 匹配后样本企业战略调整度与创新绩效回归结果

4.4 异质性讨论

4.4.1 基于产权异质性分析

在国有企业中，首先，国家是企业的大股东，国有企业的管理者更多是由政府任命，相较而言竞争意识较弱［5］，更倾向于风险规避；其次，企业的限薪政策会制约创新的薪酬激励作用，而产权性质差异也是带来不同激励结果的原因之一。因此，产权性质不同可能会影响企业战略调整度与创新绩效两者之间的关系，与国有样本企业相比，民营企业样本中两者关系可能更加显著。通过分别在基准回归与曲线回归模型中加入产权性质虚拟变量与战略调整度的交互项（NSOE×CSC），进一步检验产权性质差异下战略调整度对创新绩效的影响。具体地，当产权性质为民营企业时，NSOE 取值为1；否则为0。如表8 所示，战略趋向保守型调整时，NSOE×CSC的系数显著为负，表明了在民营企业中战略调整度与企业创新绩效的负向关系更为显著；在战略趋向进攻型调整时，NSOE×OSC2的系数显著为正，表明企业产权性质差异导致了战略调整度对企业创新绩效的影响存在显著不同。综上，战略调整度与创新绩效的关系在民营企业中更显著。

表8 样本企业战略调整度与创新绩效异质性回归结果

表8 （续）

4.4.2 基于市场竞争异质性分析

激烈的市场竞争环境中不可预测因素较多，产品更新换代较快［33］，冒险性企业通过战略调整提高创新绩效成为其获得和保持竞争优势的路径之一，而产品更新换代较慢、市场更加稳定，战略调整度对创新绩效的影响也相对较弱，因此，市场竞争越激烈，战略调整的幅度对创新绩效的影响更加显著。借鉴杨兴全等［34］的研究，采用勒纳指数（PCM）测度市场竞争环境差异：若企业所处行业勒纳指数低于年度内所有行业勒纳指数的中位数时，PCM 取值为1；否则为0。通过分别在基准回归与曲线回归模型中加入市场竞争虚拟变量与战略调整度的交互项（PCM×CSC 和PCM×OSC2），检验市场竞争环境差异下战略调整度对企业创新绩效的影响。如表8 所示，战略趋向保守型调整时，PCM×CSC 的系数显著为正，表明强市场竞争削弱了战略调整度对企业创新绩效的不利影响；战略趋向进攻型调整时，PCM×OSC2系数显著为负，表明强市场竞争下战略调整度与创新绩效的倒“U”型关系更为显著。

5 财务柔性调节效应分析

企业战略调整本质上是对企业资源的重新配置，适当的财务柔性储备有助于应对新战略实施中伴随着的风险问题，从而增强战略执行力，这是因为财务柔性本身是企业应对突发事件、实现战略目标的一种综合能力［35］。据此，进一步探讨财务柔性对战略调整度与创新绩效关系的调节效应。借鉴曾爱民等［36］的测度方法，定义财务柔性（TFF）=现金柔性+负债柔性，采用如式（11）所示模型进行检验。

当主效应关系为倒“U”型时，加入调节变量的模型主要关注其与解释变量二次项交互项系数的符号及显著性，系数小于0 表示调节变量正向调节了自变量与因变量的关系；反之，为负向调节。对于趋向进攻型方向调整的检验，在如式（2）的曲线回归模型基础上加入财务柔性、财务柔性与战略调整度（TFF×OSC）和战略调整度二次项（TFF×OSC2）的交互项，构建曲线回归的调节模型如式（12）所示进行检验。

如表9 所示，TFF×CSC 的系数为负（α=-0.059）但并不显著，说明战略趋向保守型方向调整时，财务柔性在战略调整度与企业创新绩效关系中不具备调节作用；战略趋向进攻型方向调整时，TFF×OSC2的系数显著为负（β=-0.029，P＜0.05），说明战略调整处于中低幅度时财务柔性增强了战略调整度对企业创新绩效的正向影响，战略调整超过一定幅度后财务柔性弱化了战略调整度对企业创新绩效的负面影响。

表9 样本企业战略调整度、财务柔性与企业创新绩效回归结果

表9 （续）

第一，财务柔性对倒“U”型关系曲线拐点的影响。省略控制变量，模型（12）可以简化为二次函数见式（13）。具体地，通过一阶导数如式（14）求得曲线拐点横坐标OSC*；将OSC*对TFF 求偏导，通过式（15）讨论TFF 的变动对曲线拐点的影响，由于2(β2+β4×TFF)2恒大于0，因此拐点是否移动由β1β4-β2β3决定。

表9 中曲线回归调节模型的回归结果中，β1、β2、β3、β4均显著，代入后计算可得：

综上，OSC*对TFF 的偏导数大于0，TFF 越大OSC*取值越大，曲线拐点右移，即较高水平的财务柔性使得战略调整度与企业创新绩效倒“U”型曲线的拐点右移。管理意义上，高水平财务柔性强化了中低幅度战略调整对创新绩效的正向影响，企业管理者能够管理和协调更大幅度的战略调整。

第二，财务柔性对倒“U”型关系曲线形态影响。对于倒“U”型曲线，其形态是陡峭还是平缓可以通过计算顶点曲率进行分析［37］。曲率K的计算方法如下：

首先确定曲率表达式，如式（18）所示。

对式（13）求二阶导后得出顶点曲率，见式（19），倒“U”型曲线顶点曲率应满足的条件是K＜0，且K越小曲线越陡峭，K越大曲线越平缓［37］。将K对TFF 求偏导，见式（20），不难发现，TFF 对顶点曲率K的影响主要表现在系数β4的正负。最后，根据曲线回归调节模型的回归结果知，β4显著为负（β=-0.029，P＜0.05），即倒“U”型曲线顶点曲率较大，高水平财务柔性使得倒“U”型曲线的形态更为平缓。说明财务柔性正向调节了企业战略调整度与其创新绩效的关系，随着战略调整幅度增大超过拐点水平后，高水平的财务柔性弱化了战略调整度对企业创新绩效的负面影响。

综上所述，战略趋向保守型调整时，财务柔性在战略调整度与企业创新绩效关系中并没有发挥调节效应；战略趋向进攻型调整时，财务柔性发挥了正向调节效应。具体表现在：首先，高水平财务柔性使得战略调整度与企业创新绩效倒“U”型的拐点右移，加强了中低幅度战略调整对企业创新绩效的积极影响，在管理实践上，企业管理者能够管理和协调更大幅度的战略调整；其次，高水平财务柔性使得战略调整度与创新绩效倒“U”型曲线形态变得平缓，弱化了较大幅度战略调整对企业创新绩效的负面影响。

为增强研究结论的稳健，采用以下方法进一步检验：第一，用每单位研发投入的发明专利申请数（Ln Patent2）作为被解释变量的替代指标重新进行回归估计；第二，使用总市值加权法重新计算得到财务柔性指标，重新检验财务柔性的调节效应；第三，考虑到企业从创新研发到获得专利申请存在一定的时滞性，分别对自变量、调节变量以及所有控制变量进行滞后1 期处理；第四，采用泊松计数模型估计方法。稳健性检验的结果（见表10）也与上述回归结果一致。

表10 样本企业战略调整度、财务柔性与企业创新绩效稳健性回归结果

6 研究结论与启示

本研究重点关注了战略调整方向与调整度对企业创新绩效的影响，并以2011—2019 年沪深A 股上市公司为样本进行了实证检验，结果表明：第一，在不同的战略调整方向下，企业战略调整度对创新绩效的影响具有显著的异质性。当企业战略趋向保守型方向调整时，调整度与创新绩效显著负相关；当企业战略趋向进攻型方向调整时，调整度与创新绩效之间呈现倒“U”型关系。第二，内部资源会影响企业战略实施的运行效率。具体地，在企业战略调整度与创新绩效的关系中，企业财务柔性具有非对称性的调节效应，仅有在战略趋向进攻型方向调整时，战略调整度与创新绩效的关系才会受到财务柔性的调节性影响。第三，财务柔性的调节使得企业战略调整度与创新绩效的曲线拐点右移，曲线形态更加平缓，战略调整度对创新绩效的正向影响区间变大，负向影响程度降低。

本研究的启示意义在于：第一，为提高环境适应能力而进行战略调整以维持企业生存和发展是现代企业经营的规律，企业在进行战略调整时，也要关注可能产生的相应的经济后果，如对企业创新绩效的影响；第二，企业创新绩效会受到企业战略调整的影响，应关注企业战略调整的方向和幅度，不同的战略调整方向会导致创新绩效变化的两歧遂分，趋向进攻型的战略调整虽然在调整初期有助于创新绩效提升，但随着战略调整度增加、超过一定幅度，企业创新绩效会出现下降拐点。

本研究在一定程度上证实了企业战略调整的信号作用，从内部资源角度来看，趋向保守型调整可能了释放企业财务资源紧缺的信号；另外，企业外部环境因素也会对企业战略调整的运行效率产生影响。以上两点也是未来进一步研究的方向。