分析師實地調研與企業創新
——基于我國深市A股的經驗證據

王鑫斌（副教授）

一、引言

創新既是維持和推動一國經濟可持續發展的決定性因素[1，2]，也是一個企業獲取競爭優勢的重要來源[3]。然而，不同于日常的生產或經營活動，企業的創新活動充滿著不確定性和未知性[4]，加之保密或競爭的緣故，企業對外披露的創新信息相對較少，導致企業與外部利益相關者之間存在較嚴重的信息不對稱[5]。一般而言，信息不對稱可能會對企業創新產生兩方面的不利影響：其一，大量創新投入可能造成企業短期業績下滑，在外部投資者不知情的情況下，公司價值被低估，甚至導致敵意收購[6]。為避免聲譽受損甚至職業危機，管理者往往會減少那些有利于企業長期價值提升的創新投入，僅僅追求企業的短期業績，從而產生代理問題[7-9]。其二，由于缺乏對創新項目的了解，資金提供者為規避風險會提高資金使用成本和門檻，導致企業面臨比較嚴重的融資約束問題[10，11]。

作為資本市場的信息中介，證券分析師（以下簡稱“分析師”）通過挖掘企業公開或私有信息，并以研報的形式對外公布，能有效降低企業的信息不對稱程度。基于我國制度背景的研究發現，分析師關注能夠促進企業創新[12，13]。然而，現有文獻僅僅關注了分析師的信息揭示功能對企業創新的促進作用，忽略了分析師獲取信息的具體途徑對企業創新的影響。到上市公司進行實地觀察和調研是分析師獲取公司信息的重要途徑和方式。通過實地調研，分析師能夠與公司管理者面對面地交流并進行現場考察，從而更好地了解公司的投資信息，尤其是有利于提升企業長期價值的創新投資信息[14，15]。分析師的信息搜集活動降低了企業的信息不對稱程度，因而很可能對企業的創新活動產生促進作用。

自2009年起，深交所要求上市公司對接待分析師、投資者等來訪人員的調研活動在年報中予以披露，這為考察分析師實地調研與企業創新績效的關系提供了數據支持。研究發現，分析師實地調研強度越大，被調研公司的創新績效越好。基于作用機制的分析表明，緩解企業融資約束和代理問題是分析師實地調研促進企業創新的重要途徑。進一步研究發現，分析師實地調研對非國有企業和高科技企業創新的促進作用更大；分析師實地調研與分析師關注在促進企業創新時具有替代作用。

本文的創新主要體現在以下方面：第一，通過進一步考察分析師的信息獲取過程，驗證和拓展了我國制度背景下分析師關注對企業創新影響的研究成果。現有研究成果表明，分析師通過信息揭示功能降低企業信息不對稱程度，從而促進企業創新，但并未探究分析師的信息獲取途徑是如何影響企業創新的。本文通過考察分析師獲取信息的一個重要渠道——實地調研，提供了分析師信息獲取途徑對企業創新影響的直接證據。第二，本文的研究拓展了有關實地調研領域的文獻。已有研究主要關注實地調研對參與調研的投資者或分析師的影響。例如，Cheng等[16]發現實地調研能夠幫助投資者獲得更多公司特有信息；Cheng等[17]發現參與調研的分析師比未參與調研的分析師預測得更準確。本文從一個全新的視角，考察實地調研對被調研公司的一項重要活動——創新活動的影響。

二、文獻回顧與假設提出

（一）信息不對稱與企業創新

由于企業創新項目具有周期長、不確定性大、復雜程度高、保密性強等特點，使得企業的創新信息很難被外界準確了解，從而造成企業與股東或潛在投資者之間較高程度的信息不對稱[5]。已有研究表明，由信息不對稱引起的代理問題和融資約束問題是制約企業創新的兩個重要因素[18]。

一方面，信息不對稱引發的代理問題會降低管理者的創新意愿。這是因為：第一，按照現行會計準則的規定，企業創新的研發支出，尤其是研究階段的支出是作為費用處理的，這將導致研發支出當期的會計利潤明顯下降。由于信息不對稱，投資者很可能將企業的短期業績下滑歸咎于管理者能力不足[9]，使其聲譽受損，由此導致管理者為了追求短期業績而放棄有利于企業長期價值提升的創新投資項目的短視行為。第二，當企業短期業績下滑時，投資者也可能“用腳投票”，從而引起公司股價下跌，導致公司價值被低估，甚至遭受敵意收購[6]。此時管理者的職位可能遭遇威脅，這種情況下更容易引起管理者放棄創新投資等短視行為的發生。第三，不同于常規性的工作，創新活動需要管理者投入更多的時間和精力，當信息披露不充分或缺少必要的監督時，管理者很可能在創新過程中產生懈怠行為或利用創新信息的不透明掩蓋其他利己行為，使創新效率下降。總之，由信息不對稱導致的代理問題，會使管理者的創新意愿和動力不足[19]。

另一方面，信息不對稱引發的融資約束會削弱企業的創新能力。這是因為：第一，企業的創新項目具有長期性和不確定性等特點[4]，研發風險始終存在，由于信息不對稱，外部潛在的投資者很難判斷創新項目的優劣[20]，便會要求更高的投資回報率作為補償，這樣便提高了企業的資金成本。第二，由于創新項目具有較高的技術含量和潛在競爭力，創新企業擔心競爭者獲取自己的商業機密而不愿披露有關研發創新的信息，這會進一步加劇企業與潛在投資者之間的信息不對稱[5]，甚至引起潛在投資者的逆向選擇行為，增加外部融資的難度。總之，由信息不對稱導致的資金成本提高和融資難度的加大，會加劇企業在創新投資時面臨的融資約束，導致企業的創新能力不足。

（二）分析師實地調研對企業創新的作用機制

作為資本市場的信息中介，分析師的信息搜集、解讀和傳遞活動能夠有效降低企業的信息不對稱程度[12]。有學者研究發現，在各種信息搜集活動中，實地調研是分析師最主要的信息獲取途徑。本文認為，在搜集企業創新信息時，分析師實地調研具有以下優勢：第一，通過實地調研，分析師能夠與企業創新的決策者（公司管理層）面對面地交流，這既便于分析師就公司的發展戰略、競爭優勢、研發潛力、研發風險和研發收益等問題向管理者詢問，也便于管理者更加靈活地向分析師介紹或回答有關企業創新的各種私有信息，而這些私有信息在公開的財務報告中通常是無法獲得的。第二，通過實地調研，分析師能夠與企業創新的執行者（企業的核心技術人員）進行交流，了解企業員工的創新熱情甚至企業創新文化等軟環境。第三，通過實地調研，分析師還可以到生產第一線親身體驗和觀察[17]，了解公司的創新設備等硬件設施。由此可見，實地調研是分析師獲取企業創新信息的重要渠道。本文認為，分析師實地調研的信息揭示功能至少通過以下作用機制促進了企業創新。

一方面，分析師實地調研的信息揭示功能能夠有效緩解企業創新過程中的代理問題，強化管理者的創新意愿。第一，分析師將通過實地調研獲取的企業創新信息進行解讀并對外公布后，投資者便能夠區分哪些是由于管理者能力不足導致的業績下滑，哪些是由于創新投資造成的短期業績下滑。對由于創新投資導致的短期業績下滑，投資者往往會采取更加容忍的態度，從而減輕了管理者短期業績壓力，減少了管理者的短視行為，增強了管理者的創新動機和意愿[7]，減少了代理問題發生，進而促進企業創新。第二，分析師實地調研還可以對企業的創新過程起到一定的監督作用，使管理者更加勤勉，減少損害企業創新行為的代理問題發生，提升創新效率，從而促進企業創新。

另一方面，分析師實地調研的信息揭示功能能夠有效緩解企業創新過程中面臨的融資約束問題，提升企業的創新能力。分析師實地調研對企業創新信息的搜集和傳播可以有效降低企業與潛在投資者之間的信息不對稱程度，使潛在投資者更加了解企業創新項目的價值，增強其對創新項目價值的認同感。這對于緩解企業融資約束可能產生兩種效應：第一，此時潛在投資者可能要求較低的投資回報率，企業可以較低的成本取得資金，從而降低企業獲取創新資金的成本[21]。第二，信息不對稱程度的降低減少了潛在投資者的逆向選擇行為，使得企業更容易獲取創新資金，擴大了融資規模[22]。總之，無論融資成本的降低還是融資規模的擴大，都有利于緩解企業創新過程中面臨的融資約束問題，增強企業的創新能力，從而促進企業創新。

基于以上分析，本文認為，分析師到企業進行實地調研次數越多（即調研強度越大），所能夠獲取的企業創新信息也越多，降低企業信息不對稱的作用越大，越有利于緩解企業創新過程中面臨的代理問題和融資約束問題，越能夠激發管理者的創新意愿、增強企業的創新能力，從而越有利于企業創新績效的提高。因此，提出如下研究假設：

H：在其他條件不變的情況下，分析師實地調研強度與企業創新績效顯著正相關。

三、研究設計

（一）研究樣本與數據來源

本文選取2009～2013年深交所A股上市公司為初始研究樣本。以2009年為起始年，是因為深交所上市公司從2009年開始在年報中披露接待投資者調研的情況。分析師實地調研數據來自深交所上市公司年報，經手工收集整理取得；企業創新績效數據來源于國泰安中國上市公司專利數據庫；其他財務及公司治理數據來源于國泰安和銳思數據庫。

考慮到創新過程的長期性，本文采用的企業創新績效數據比分析師實地調研數據和其他數據滯后1至3年，即樣本期間為2010～2016年。此外，對初始樣本進行了如下處理：①剔除所有金融類公司；②剔除相關數據缺失的樣本；③對所有連續變量在1%和99%的水平上進行Winsorize處理。最終得到1190個觀測值。

（二）主要變量定義

1.被解釋變量。本文的被解釋變量為企業創新績效。參考陳欽源等[12]、余明貴等[13]的做法，企業創新績效的衡量方法為：發明專利、實用新型專利和外觀設計專利三項專利獲批數量之和，再加1取自然對數。考慮專利產出的滯后性，觀測企業未來第三年的專利獲批數量。在穩健性檢驗部分，改用未來第一年、未來第二年和未來三年平均專利獲批數量為基礎衡量企業創新績效。

2.解釋變量。本文選取的解釋變量為分析師實地調研強度。由于多數上市公司在接待來訪者調研時只披露了機構名稱，因此，本文參考Cheng等[16]、曹新偉等[23]的做法，在券商層面對分析師實地調研進行計量，即將券商對公司的實地調研次數作為分析師調研次數。分析師實地調研強度變量采取某一年公司接受券商調研次數加1再取對數的方法確定。在穩健性檢驗部分，改用以公司接受調研券商家數為基礎衡量分析師實地調研強度。

3.控制變量。借鑒陳欽源等[12]、余明貴等[13]的做法，本文在模型中設置如下控制變量：公司規模（Size）、現金持有量（Cash）、資產負債率（Lev）、公司業績（Roa）、成長機會（Tobinq）、股權集中度（ShrCon）、機構持股（Ins）、公司年齡（Age）。此外，模型中還控制了年度和行業的影響。

各變量的定義及計算方法見表1。

（三）實證模型

為驗證本文假設，參考陳欽源等[12]、余明貴等[13]、江軒宇[24]的研究，構建以下模型：

LnPat3=ɑ+βLnSV+γControl Variables+ε

其中：被解釋變量LnPat3衡量企業的創新績效，以分析師實地調研后第三年企業專利獲批數量為基礎計算而得；解釋變量LnSV用來衡量分析師實地調研的強度，以公司某年接受券商實地調研次數為基礎計算而得。

表1 變量定義

四、實證結果與分析

（一）描述性統計

表2報告了主要變量的描述性統計結果。Pat3的均值和標準差分別為3.044和16.832，最小值為0，最大值為472，表明不同上市公司之間的創新水平存在較大差異。被解釋變量LnPat3的均值和標準差分別為0.628和0.871，最小值為0，最大值為3.892，說明對數化以后專利獲批數量分布的離散程度減小，更接近正態分布。SV的均值和標準差分別為12.496和12.346，最小值為1，最大值為87，表明不同上市公司接受分析師實地調研的次數有較大差異。解釋變量LnSV經對數化后更接近正態分布。其余變量的統計結果也都比較合理。

表2 主要變量的描述性統計

（二）相關性分析

表3列示了主要變量的Pearson和Spearman相關系數。結果顯示，無論是Pearson還是Spearman相關系數，Lnpat3與LnSV的系數均在1%的水平上顯著為正。上述結果初步支持了本文提出的假設。

（三）回歸結果分析

1.分析師實地調研與企業創新績效關系檢驗。

（1）普通最小二乘回歸（OLS）。普通最小二乘回歸結果如表4第（1）列所示。

表3 主要變量的Pearson（Spearman）相關系數

表4 分析師實地調研與企業創新績效回歸結果（OLS回歸和2SLS回歸）

由表4的第（1）列OLS回歸結果可知，在控制了其他可能影響企業創新績效的因素后，LnSV的系數為0.076，且在1%的水平上顯著為正。回歸結果表明，分析師實地調研強度越大，公司的創新績效越好，支持了本文提出的假設。從控制變量來看，公司規模（Size）的回歸系數顯著為正，表明規模大的企業創新能力更強，與陳欽源等[12]的觀點一致；現金持有量（Cash）的回歸系數顯著為正，說明企業持有的現金越多，在創新投資時遭受的融資約束程度越小，越有利于企業創新，與Hall[11]的研究結論一致。此外，與Aghion等[9]的觀點一致，本文還發現機構持股（Ins）與企業創新績效顯著正相關。

（2）兩階段最小二乘回歸（2SLS）。考察分析師實地調研對企業創新績效的影響，可能存在內生性問題，即分析師可能選擇那些創新績效好的企業進行調研。在OLS實證模型中，本文采用滯后分析師實地調研和其他變量3年的專利數據進行回歸，對緩解上述內生性問題能起到一定作用。此外，本文還利用兩階段最小二乘法（2SLS）進一步消除內生性的影響。借鑒Jiang、Yuan[18]的做法，以分析師實地調研強度的行業年度均值（LnavgSV）為工具變量進行兩階段回歸。表4的第（2）、（3）列報告了回歸結果，其中，第（2）列為第一階段的回歸結果，LnSV和LnavgSV的系數在1%的水平上顯著正相關；未報告的結果顯示，LnavgSV與被解釋變量LnPat3不相關，因而LnavgSV符合工具變量的條件。從第二階段的回歸結果看，第（3）列LnSV的回歸系數在5%的水平上顯著為正。上述結果表明，在控制了內生性影響以后，分析師實地調研對企業創新績效的顯著正向影響依然存在。

（3）其他穩健性檢驗。除了考慮內生性問題，本文還從以下方面進行了穩健性檢驗。

第一，改變被解釋變量的衡量方式。分別用未來第一年和未來第二年獲批專利數量加1再取對數（LnPat1和LnPat2）以及未來三年平均專利獲批數量加1再取對數（LnavgPat）衡量企業創新績效。回歸結果如表5第（1）、（2）、（3）列所示，LnSV的系數分別在5%、5%和1%的水平上顯著為正，研究結論未發生改變。

表5 其他穩健性檢驗回歸結果

第二，改變解釋變量的衡量方式。解釋變量改為以公司接受實地調研的券商家數為基礎計算，即LnSV_B為公司接受調研的券商家數加1再取對數。回歸結果如表5第（4）列所示，LnSV_B的系數在5%的水平上顯著為正，研究結論保持不變。

2.分析師實地調研促進企業創新的作用機制檢驗：緩解代理問題。本文認為，緩解代理問題可能是分析師實地調研促進企業創新的一條重要作用機制。如果這一作用機制存在，當企業面臨的代理問題嚴重程度不同時，分析師實地調研促進企業創新的效果就會存在差異。具體而言，對于代理問題不嚴重的企業而言，分析師實地調研的信息揭示作用對緩解代理問題、促進企業創新的作用也較小；而對于代理問題較為嚴重的企業而言，分析師實地調研的信息揭示作用對緩解企業代理問題、促進企業創新的作用將非常顯著。

按照Jiang、Yuan[18]的觀點，總經理和董事長兩職合一代表管理者具有較強的管理防御能力，創新投資導致的企業短期業績下滑對管理者造成的威脅較小，管理者與股東之間不存在嚴重的代理問題。設置兩職分離（Dual）變量，若總經理和董事長兩職分離，定義為代理問題較嚴重組；若總經理和董事長兩職合一，定義為代理問題不嚴重組。另外，借鑒陳欽源等[12]的做法，用控股股東控制權和現金流權的兩權分離程度（Sep）衡量代理問題，當企業兩權分離度大于樣本中位數時，定義為代理問題較嚴重組；當企業兩權分離度小于樣本中位數時，定義為代理問題不嚴重組。表6為基于緩解代理問題的角度檢驗分析師實地調研與企業創新績效關系的回歸結果。

表6 分析師實地調研促進企業創新的作用機制回歸結果（緩解代理問題）

表6第（1）、（2）列的回歸結果顯示，用Dual衡量代理問題時，在代理問題較嚴重組，LnSV的系數在5%的水平上顯著為正；在代理問題不嚴重組，LnSV的系數不顯著。表6第（3）、（4）列的回歸結果顯示，用Sep衡量代理問題時，在代理問題較嚴重組，LnSV的系數在1%的水平上顯著為正；在代理問題不嚴重組，LnSV的系數不顯著。總之，表6的回歸結果表明：緩解代理問題是分析師實地調研促進企業創新的一個重要作用機制。

3.分析師實地調研促進企業創新的作用機制檢驗：緩解融資約束。本文認為，緩解企業融資約束可能是分析師實地調研促進企業創新的另一個重要作用機制。如果這一作用機制存在，那么當企業面臨的融資約束程度不同時，分析師實地調研促進企業創新的效果也應有所差異。具體而言，對于自身資金充裕、受融資約束較小的企業而言，分析師實地調研的信息揭示功能對緩解融資約束、促進企業創新的作用也較小；而對于融資約束較大的企業而言，分析師實地調研的信息揭示功能對緩解融資約束、促進企業創新的作用更大。

參考Xiao[25]的做法，構建自由現金流（FCF）變量，當企業的投資機會大于行業中位數且自由現金流量小于行業中位數時，定義為融資約束組；當企業的投資機會小于行業中位數且自由現金流量大于行業中位數時，定義為非融資約束組。另外，借鑒王彥超等[26]的方法，構建企業資產規模倒數（InvSize）變量，當企業資產規模的倒數高于樣本上四分位數時，定義為融資約束組；當企業資產規模的倒數低于樣本下四分位數時，定義為非融資約束組。

表7為基于緩解融資約束角度檢驗分析師實地調研與企業創新績效關系的回歸結果。

表7 分析師實地調研促進企業創新的作用機制回歸結果（緩解融資約束）

表7第（1）、（2）列的回歸結果顯示，用FCF衡量企業融資約束時，在融資約束組，LnSV的系數在1%的水平上顯著為正；在非融資約束組，LnSV的系數不顯著。表7第（3）、（4）列的回歸結果顯示，用InvSize衡量企業融資約束時，在融資約束組，LnSV的系數在5%的水平上顯著為正；在非融資約束組，LnSV的系數不顯著。總之，表7的回歸結果表明：緩解融資約束是分析師實地調研促進企業創新的一個重要作用機制。

五、進一步研究

（一）分析師實地調研對不同產權性質企業創新績效的影響：國有企業與非國有企業

與國有企業相比，非國有企業的融資難度更大，在企業創新投資時可能面臨更加嚴重的融資約束和信貸歧視[27]。因此，本文進一步檢驗，在非國有企業中，分析師實地調研對企業創新的促進作用是否更明顯。本文將全部樣本分為非國有企業組和國有企業組分別回歸，結果如表8所示。

表8 分析師實地調研對不同產權性質企業創新績效影響的回歸結果

表8的結果顯示，在非國有企業組中，分析師實地調研強度（LnSV）的系數在1%的水平上顯著為正，而在國有企業組中，LnSV的系數不顯著。這表明在非國有企業中，分析師實地調研對企業創新的促進作用更大。

（二）分析師實地調研對不同行業屬性企業創新績效的影響：高科技企業與非高科技企業

高科技企業一般具有較高的技術壁壘，加之出于技術保護的考慮，企業缺乏對外詳細披露研發信息的動機，造成嚴重的信息不對稱[28，29]，導致融資成本和融資難度加大。另外，高科技企業缺少可供抵押的實物資產，因而更容易陷入融資約束的困境。因此，本文進一步檢驗，在高科技企業中，分析師實地調研對企業創新的促進作用是否更明顯。本文將全部樣本分為高科技企業組和非高科技企業組分別回歸，具體結果如表9所示。

表9 分析師實地調研對不同行業屬性企業創新績效影響的回歸結果

表9的結果顯示，在高科技企業組中，分析師實地調研強度（LnSV）的系數在1%的水平上顯著為正；而在非高科技企業組中，LnSV的系數不顯著。上述結果表明在高科技企業中，分析師實地調研對企業創新的促進作用更顯著。

（三）分析師關注與分析師實地調研：互補抑或替代

陳欽源等[12]和余明桂等[13]研究發現，分析師關注能夠促進企業創新。本文研究發現，分析師實地調研能夠顯著提升企業創新績效。那么，分析師關注與分析師實地調研在促進企業創新過程中是互補還是替代關系？這仍是一個有待實證檢驗的問題。本文按照分析師關注人數的中位數將樣本分為兩組，即分析師關注人數在中位數以下組和分析師關注人數在中位數以上組，分別進行回歸檢驗。具體的回歸結果如表10所示。

表10 分析師關注與分析師實地調研：互補抑或替代的回歸結果

表10的結果顯示，在分析師關注人數中位數以下組，分析師實地調研強度（LnSV）的系數在5%的水平上顯著為正；在分析師關注人數中位數以上組，LnSV的系數不顯著。上述結果說明：分析師關注與分析師實地調研在促進企業創新過程中是一種替代關系。即當企業被分析師關注較多時，企業的信息不對稱程度較低，分析師通過實地調研揭示的企業增量信息有限，因此促進企業創新的作用不明顯；而當企業被分析師關注較少時，企業的信息不對稱程度較高，分析師實地調研揭示的增量信息較多，從而促進企業創新的作用會非常明顯。

六、研究結論、啟示及不足

（一）研究結論

近年來，已有一些文獻開始考察分析師的信息揭示功能對企業創新的影響。不同于以往的研究，本文從分析師信息獲取的一個重要渠道——實地調研的視角考察其對被調研企業創新績效的影響。

本文利用手工收集的2009～2013年深交所上市公司接待分析師實地調研的數據，以及2010～2016年深交所上市公司獲批專利數據為樣本進行實證檢驗，研究發現：分析師實地調研能夠顯著提高被調研企業的創新績效，表現為分析師實地調研強度越大，被調研上市公司的專利產出越多。對于融資約束和代理問題嚴重的企業，分析師實地調研對企業創新績效的效果更加明顯，說明緩解企業融資約束和減少企業代理問題是分析師實地調研促進企業創新的重要作用機制。進一步研究還發現：區分產權性質和所屬行業屬性，分析師實地調研對非國有企業和高科技企業創新績效的提升作用更加明顯。在促進企業創新的過程中，分析師實地調研與分析師關注是一種替代關系。

（二）政策啟示

在我國實施創新驅動發展戰略、建設創新型國家的背景下，研究如何利用分析師實地調研的信息揭示作用降低企業信息不對稱程度，緩解企業創新過程的融資約束和代理問題，從而促進企業創新，不但具有重要的理論價值，同時也具有非常重要的政策啟示。

基于本文研究結論，提出如下政策建議：第一，對于政府行政和監管部門來說，要對上市公司的信息披露和分析師的實地調研活動加以規范和監管，確保分析師實地調研在促進企業創新中的信息揭示作用有效發揮。第二，對于分析師來說，要利用到上市公司進行實地調研的機會，努力挖掘公司相關信息。尤其是那些有利于企業長期價值提升的研發創新信息，充分發揮信息中介作用，助力企業創新。第三，對于上市公司而言，應積極為分析師實地調研提供便利，向分析師展示企業真實情況，并借助分析師的調研活動及時向投資者及其他利益相關者傳遞企業的研發創新等信息，緩解企業創新面臨的融資約束和代理問題，進而促進企業創新。

（三）研究不足與展望

本文的研究不足主要有：第一，由于只有深交所上市公司在年報中披露了接待分析師實地調研的信息，因此本文所使用的數據僅包括深交所上市公司，所得結論對于上交所上市公司而言是否成立仍有待檢驗。第二，企業創新績效指標是以專利獲批數量為基礎衡量的，僅代表了企業專利的數量，并不能代表專利的質量。國外文獻往往采用專利被引用情況來衡量專利的質量，但限于國內目前還沒有這方面的權威數據，因此無法進行相關檢驗。第三，本文只關注了實地調研這一種分析師信息獲取渠道，其他信息獲取渠道對企業創新的影響如何，未來可以做進一步研究。