戰略差異度對企業技術創新的影響：代理成本的中介作用

孫 潔，殷方圓

(天津財經大學 會計學院，天津 300222)

0 引言

習近平總書記在黨的十九大報告中明確指出:“我國經濟已由高速增長階段轉向高質量發展階段。”創新是驅動高質量發展的第一動力，企業作為創新主體，其創新活動受哪些因素影響，是理論界和實務界關注的熱點話題。戰略是企業對基本性、整體性和長期性問題的謀略，是企業為獲得競爭優勢進行的一系列決策[1]。戰略定位與企業行為決策密切相關[2]，在戰略目標引領下，戰略定位直接影響企業技術創新決策。因此，研究戰略定位對企業技術創新的影響具有重要理論意義和實踐價值。

在相同的監管環境和行業競爭環境中，同行業內企業在長期發展中相互交流借鑒，形成相似的技術水準與產品行業標準以及相同的架構體系與風險機制[3]。行業中多數企業選擇的戰略模式稱為行業標準戰略或行業常規戰略。隨著技術發展及經營環境變化，為獲得競爭優勢，部分企業采取與行業常規戰略不同的戰略模式，以使自身產品、服務和形象有別于競爭對手[1]。學術界將企業戰略偏離行業常規戰略的程度稱為戰略差異度。已有研究表明，戰略差異度并非越大越好，較大的戰略差異容易產生經營風險和業績波動[4]，導致企業信息不對稱程度提高、代理問題嚴重[5]，容易誘發管理層機會主義行為。由于創新活動具有研發周期長、資金投入大、研發失敗風險高等特點，不符合管理層自利動機。因此，戰略差異度可能抑制企業技術創新活動。基于此，本文收集中國A股上市公司2007—2019年數據，從差異度視角出發，深入探討戰略差異對企業技術創新活動的影響及二者之間的傳導路徑。

本文研究貢獻和創新點主要體現在以下方面：首先，現有關于企業技術創新影響因素的研究主要從企業外部環境和內部治理因素兩方面展開，外部環境因素主要有宏觀產業政策[6-7]、金融發展水平[8]、政治關聯[9]、政府補助和稅收負擔[10-11]等，內部治理因素主要包括董事會結構[12]和薪酬考核制度[13]等。尚未有文獻探討企業戰略定位對技術創新的影響，本文從差異度視角出發，將戰略定位引入企業技術創新影響因素研究中，豐富了企業戰略定位與技術創新關系的研究。其次，已有研究表明，戰略差異度越大，企業經營業績波動性越大[4]，資本成本越高[14]，違約風險增加[5]，企業盈余管理程度和股價崩盤風險越高[14-15]。本文從企業技術創新視角，探討戰略差異度的經濟后果，豐富了戰略差異度經濟后果的相關文獻，拓展了戰略差異度對企業技術創新行為及其后果的研究領域。最后，基于影響機理檢驗發現，代理成本在戰略差異度與企業技術創新的關系中起中介作用，進一步揭示了戰略差異度影響企業技術創新的傳導路徑。

1 文獻回顧

1.1 企業技術創新影響因素

學界關于企業是否創新、創新強度以及效率與產出的影響因素研究取得了豐碩成果，相關研究主要圍繞影響企業技術創新的內外部因素展開。在外部因素方面，學者們認為，技術創新是一項需要高額、持續和穩定資金投入的活動，因此外部資本支持和寬松的融資環境能為企業技術創新活動提供強大支撐力。如余明貴等[6]發現，我國產業政策能顯著促進受鼓勵企業技術創新，且對民營企業的促進作用更強；黎文靖和鄭曼妮[7]研究發現，受國家產業政策支持的企業存在“尋扶持”而創新的現象，產業政策激勵了企業創新數量而非質量；Howell[10]發現，政府補助促進了高科技行業技術創新，卻降低了企業平均經濟效益；李林木等[11]研究發現，除產業政策和政府補助外，稅費負擔的減輕也能顯著提高企業技術創新能力，增加企業創新成果；黨力等[9]發現，反腐敗政策出臺后，企業尋求政治關聯的相對成本被迫提高，進而轉向提高創新水平和創新能力。此外，地區法律環境和金融發展水平也會對企業技術創新活動產生影響。如Moser[16]研究發現，沒有頒布專利保護法的國家，其企業創新活動主要集中于市場地位較低、專利技術不重要的產業領域，而頒布了專利保護法的國家，其企業創新活動更加多元化；李春濤等[8]發現，城市金融科技發展水平通過提高政府財政政策和稅收政策的有效性，促進企業技術創新。

在內部因素方面，現有研究主要圍繞公司治理因素展開。學者們認為，較高的公司治理水平有助于企業技術創新。具體而言，在董事特征方面，胡元木和紀端[17]發現，技術專家型董事擁有技術優勢，一方面通過提供專業建議降低研發失敗風險，另一方面也能識別管理層對研發費用的操控，降低代理成本，因此能顯著提高企業創新效率；張丹和郝蕊[18]基于社會關系網絡視角發現，連鎖董事網絡特征通過信息與資源流動渠道，對企業技術創新績效產生促進作用。在高管激勵方面，池國華等[13]研究發現，基于經濟增加值(EVA)的考核制度，通過緩解股東與管理層的代理沖突，發揮監督作用，促進企業技術創新水平提升。

1.2 戰略差異度的經濟后果

一般而言，企業愿意選擇行業常規戰略，以確保經營的合法性和穩定性，減少不確定性[19]。當企業戰略差異度較大時，企業面臨的不確定性也更大。從這一視角出發，現有研究主要探討了企業戰略差異度與業績波動程度、經營風險等的相關關系。如Tang等[4]研究發現，CEO在戰略決策中占據主導地位的企業更愿意實施差異化戰略，其業績波動幅度更大；王化成等[5]發現，戰略差異度提高了企業違約風險。此外，選擇偏離行業常規的戰略可能增加企業代理成本[1,5]。基于這一視角，學者們從盈余管理、會計穩健性、資本成本、稅收規避、投資效率、股價崩盤風險和企業信用評級等方面探討戰略差異度的經濟后果。如孫健等[20]研究發現，戰略激進的企業有更高融資需求，盈余管理動機更強烈；劉行(2016)將企業戰略分為探索型、分析型和防御型，其中探索型企業的會計穩健性水平更低，分析型次之，防御型最高；李志剛和施先旺[21]研究發現，企業戰略差異度與債務資本成本顯著正相關，戰略差異度越大，企業獲得的銀行借款金額越少、期限越短；王化成等[22]認為，戰略差異度大的企業，其信息不對稱程度更高，經營風險更大，面臨更高的權益資本成本；袁蓉麗等[1]發現，企業戰略差異度越大，對風險的接受水平越高，避稅行為越激進；Navissi等[23]從投資效率視角考察戰略定位對企業投資行為的影響，發現防御型企業往往投資不足，進攻型企業更容易出現過度投資；Habib&Hasan[15]研究發現，戰略差異度大的企業更傾向于隱藏壞消息，股價崩盤風險更高。

已有研究表明，企業外部環境主要通過資源注入和制度改善，對企業技術創新活動產生影響，而企業內部則需要提高公司治理水平、降低代理成本從而促進企業技術創新。企業戰略差異度增大，可能會帶來信息不對稱、代理成本、經營風險等問題，最終影響企業技術創新決策。現有文獻尚未關注戰略差異度對企業技術創新的影響，為本研究提供了機遇。因此，本文擬考察戰略差異度對企業技術創新的影響，并對代理成本是否發揮中介效應進行檢驗。

2 理論分析與研究假設

2.1 戰略差異度與企業技術創新

新制度主義理論認為，企業為了更快適應制度環境、增強經營合法性、減少不確定性，往往會選擇跟隨行業常規戰略[23]。然而，常規戰略并不能形成企業競爭優勢，同質化產品與服務往往使企業面臨更加殘酷的低成本競爭。因此，部分企業會選擇偏離行業常規戰略，以期獲得有別于其它競爭者的競爭優勢。然而，已有文獻發現，企業偏離行業常規戰略的程度并非越大越好，反而會給企業帶來經營風險、信息不對稱和代理成本等問題。

行業常規戰略往往是行業內企業歷經失敗、總結經驗后積累沉淀下來的，直接跟隨行業常規戰略有助于企業獲取資源、適應制度環境和減少不確定性[19]。選擇背離行業常規戰略的企業，因無法借鑒已有成熟行業經驗，將面臨更高經營風險，經營業績波動幅度更大，企業未來現金流的持續性和穩定性變差，資金斷裂風險更高。一方面，企業實施差異化戰略需要投入大量資金構建新商業模式和開拓新銷售渠道；另一方面，面對未知的新領域和新市場，企業未來現金流量存在較大不確定性，經營風險升高。在巨額資金投入和經營風險增大的雙重壓力下，實施差異化戰略的企業可能會放棄同樣需要資金投入且失敗風險高的創新項目，進而影響企業技術創新水平。

從債權人視角看，實施差異化戰略的企業不僅面臨更高的違約風險，且信息不對稱程度更高。首先，實施差異化戰略的企業，未來現金流波動幅度較高，盈余持續性較差，能否按期清償貸款存在較大不確定性，貸款違約風險較高。其次，與行業常規戰略相比，銀行等金融機構對企業實施差異化戰略的內容、過程及可能的結果都不甚了解，且無現成經驗可借鑒，信息不對稱程度較高。再次，信息不對稱也為管理層實施盈余管理或其它機會主義行為創造了條件，加劇了債權人的信息風險。因此，企業戰略差異度越大，銀行對其貸款申請越謹慎[21]。而企業技術研發需要大量資金投入，差異化戰略導致銀行貸款減少，融資約束加大，進而無法為創新項目提供充足的資金支持。基于以上分析，本文提出如下假設：

H1：戰略差異度會抑制企業技術創新。

2.2 戰略差異度、代理成本與企業技術創新

選擇偏離行業常規戰略的企業，其代理成本更高。一方面，戰略差異度較大的企業，其經營風險和違約風險更高，往往存在管理層故意隱藏壞消息等增加信息不對稱的情況。另一方面，戰略差異在客觀上也會造成企業與投資者之間的信息不對稱。戰略的偏離不僅增加了投資者收集相關信息的難度和成本，也使得投資者無法依據原有常規戰略經驗對企業價值進行評價[5]。主客觀因素的疊加造成企業與投資者之間信息不對稱程度增加，為管理層謀求個人私利提供了機會。因此，戰略差異度較大的企業往往面臨較高的代理成本[5]。

所有權與經營權分離形成的委托代理關系是現代企業的一個重要特征。利益目標不同加之信息不對稱會導致股東與經理人之間的代理沖突，增加企業代理成本。代理問題嚴重的企業，管理層以實現自身利益最大化而非企業或股東利益最大化為目標，管理層的尋租成本和在職消費等隱性成本較高，會對技術創新產生一定擠出效應[24]。技術創新是一個長期積累的過程，需要管理者持續付出，但技術創新成果的最終受益者卻是企業股東，管理者只能取得薪酬契約規定范圍內的報酬；而且技術創新活動投資周期長、風險高，一旦研發失敗，管理層要承擔主要責任，甚至可能影響其職業生涯。技術創新活動付出與回報不對等不符合管理層的自利動機。因此，代理問題嚴重的企業，技術創新可能會因不符合管理層利益最大化而被抑制。綜上所述，企業代理問題越嚴重，意味著管理層機會主義動機越強，對技術創新的抑制作用也越強。

戰略差異度可能通過提高代理成本抑制企業技術創新。一方面，選擇偏離行業常規戰略的企業，其信息不對稱程度更高，在缺乏外部投資者監管的情況下，管理層更容易發生尋租等謀求個人私利的行為，進而抑制企業技術創新。已有研究表明，戰略激進的企業更容易出現過度投資[23]，大量資金被低效率甚至無效率占用，會對技術創新活動產生擠出效應，進而減少創新投入與產出。另一方面，戰略差異度越大，企業業績波動幅度越高[4,20]。管理層為了降低業績波動對自身利益的影響，可能更傾向于投資期限短、收益見效快的項目，而放棄需要持續投入的高質量技術創新項目。因此，戰略差異度可能會導致代理成本增加，減少企業技術創新活動。基于此，本文提出如下假設：

H2：代理成本在戰略差異度與企業技術創新的關系中具有中介作用。

3 研究設計

3.1 樣本選擇與數據來源

本文選取2007-2019年中國A股上市公司為初始研究樣本。由于我國財政部在2006年頒布了新的《企業會計準則》，為保證數據計算口徑的一致性，本文數據選取自2007年開始。進一步地，本文對初始樣本進行如下篩選：①剔除ST和上市年限不足一年的樣本；②剔除金融和保險行業樣本；③剔除數據異常和關鍵變量存在缺失的樣本。最終得到17 019個有效觀測樣本。為消除異常值對實證結果的影響，對所有連續變量進行上下1%的縮尾處理。所有數據均來源于CSMAR數據庫。

3.2 變量定義

(1)企業技術創新(Innovation)。已有研究主要從創新投入和創新產出方面測度企業技術創新，其中創新投入主要從資金投入和人員投入兩個維度進行度量，創新產出主要從專利申請、授權和引用3個層面衡量。借鑒周冬華等[24]、李春濤等[8]的研究，本文采用專利申請數作為衡量企業技術創新的代理變量，并使用研發投入(RD)進行穩健性檢驗。借鑒已有分類方法，將企業專利產出分為發明專利和非發明專利，其中非發明專利為實用新型專利和外觀設計專利之和。使用企業當年專利申請總數(Total)、發明專利申請數(Invent)和非發明專利申請數(UD)測度企業技術創新(Innovation)。由于部分企業專利申請數為零，借鑒李春濤等[8]的做法，分別將上述3種專利申請數加1后取自然對數。

(2)戰略差異度(DS)。戰略差異度是指企業偏離行業常規戰略的程度。戰略的本質是資源配置策略，戰略差異度表現為對各方面資源配置偏離行業平均水平的程度。因此，借鑒Tang等[4]的做法，本文從資本密集度(期末固定資產凈值/員工總人數)、固定資產更新程度(期末固定資產凈值/期末固定資產原值)、財務杠桿(期末債務總額/所有者權益總額)、管理費用支出(管理費用與營業收入的比值)、銷售費用支出(廣告費用支出與營業收入的比值)、研發支出(研發費用與營業收入的比值)6個不同維度測度企業戰略差異。由于無法獲得可靠的廣告費用和研發費用數據，分別用銷售費用和無形資產凈額進行替代。同時，本文對每個維度指標如下處理：①分年度、分行業計算指標均值與標準差；②進行標準化處理，將指標減去行業均值后，除以行業標準差；③將標準化后的結果取絕對值，即得到企業在每個維度上偏離行業平均水平的程度；④求指標在企業層面的平均值，即可得到每個企業的戰略差異度，記為DS。DS值越大，表示企業戰略差異度越大。

(3)代理成本(Agency)。借鑒王明琳等[25]的做法，并考慮結論的可理解性，本文采用總資產周轉率的負值度量，Agency值越大，表示企業代理成本越高。

(4)控制變量。借鑒周冬華等[24]、李春濤等[8]的研究，本文選擇公司規模(Size)、負債水平(LEV)、盈利能力(ROA)、市賬比(MB)、現金持有水平(Cash)、資產流動性(CFO)、資本性支出(Invest)、高管持股比例(ExeShare)、高管薪酬(ExePay)、員工工資水平(Wage)、兩職合一(Dual)、產權性質(SOE)和上市年數(Age)作為控制變量，同時控制了年度(Year)、行業(Ind)和地區(Pro)效應。具體變量定義如表1所示。

表1 變量定義

3.3 模型設定

為分析戰略差異度對企業技術創新的影響，本文構建如下回歸模型：

Innovationi,t=α0+α1DSi,t-1+α2Sizei,t-1+α3LEVi,t-1+α4ROAi,t-1+α5MBi,t-1+α6Cashi,t-1+α7CFOi,t-1+α8Investi,t-1+α9ExeSharei,t-1+α10ExePayi,t-1+α11Wagei,t-1+α12Duali,t-1+α13SOEi,t-1+α14Agei,t-1+Year+Ind+Pro+ε

(1)

其中，被解釋變量Innovationi,t代表企業技術創新。解釋變量為企業戰略差異度(DS)，為緩解內生性造成的結果偏差，本文使用滯后一期的戰略差異度進行回歸分析。式(1)中戰略差異度的系數α1是本文關注重點，用于度量戰略差異度對企業技術創新的影響。若H1成立，則α1應顯著為負，即戰略差異度會抑制企業技術創新。

為考察代理成本是否在戰略差異度與企業技術創新的關系中起中介作用，借鑒Sobel[26]的做法，本文構建如下中介效應模型：

Agencyi,t=γ0+γ1DSi,t-1+γ2Sizei,t-1+γ3LEVi,t-1+γ4ROAi,t-1+γ5MBi,t-1+γ6Cashi,t-1+γ7CFOi,t-1+γ8Investi,t-1+γ9ExeSharei,t-1+γ10ExePayi,t-1+γ11Wagei,t-1+γ12Duali,t-1+γ13SOEi,t-1+γ14Agei,t-1+Year+Ind+Pro+ε1

(2)

Innovationi,t=θ0+θ1DSi,t-1+θ2Agencyi,t-1+θ3Sizei,t-1+θ4LEVi,t-1+θ5ROAi,t-1+θ6MBi,t-1+θ7Cashi,t-1+θ8CFOi,t-1+θ9Investi,t-1+θ10ExeSharei,t-1+θ11ExePayi,t-1+θ12Wagei,t-1+θ13Duali,t-1+θ14SOEi,t-1+θ15Agei,t-1+Year+Ind+Pro+ε2

(3)

式(2)用于檢驗戰略差異度(DS)對代理成本(Agency)的影響，式(3)在式(1)基礎上引入代理成本，檢驗中介變量加入模型后，戰略差異度對企業技術創新的影響。

4 實證結果分析

4.1 描述性統計

表2報告了主要變量的描述性統計結果。未取對數的專利申請數Total_num、Invent_num和UD_num最大值分別為7 073、5 855和4 030，標準差分別為251.000、168.000和110.000，最大值與最小值之間差距較大，表明上市公司專利申請數量存在較大差異。戰略差異度(DS)的均值為0.558，標準差為0.292，在0.156～1.950之間波動，表明與行業平均水平相比，部分企業戰略差異度較大。其它控制變量均在合理范圍內，不再贅述。

4.2 戰略差異度與企業技術創新關系分析

表3報告了戰略差異度與企業技術創新關系的檢驗結果。列(1)、(2)、(3)顯示了只加入控制變量年度(Year)、行業(Ind)和地區(Pro)的回歸結果，戰略差異度(DS)的系數在10%統計水平上顯著為負；列(4)、(5)、(6)顯示了加入其它控制變量的回歸結果，戰略差異度(DS)的系數分別為-0.100、-0.129和-0.096，其中，戰略差異度(DS)與專利申請總數(Total)的回歸系數在1%水平上顯著，與發明專利(Invent)、非發明專利(UD)的回歸系數均在5%水平上顯著。表明戰略差異度越大，企業技術創新水平越低，即戰略差異度抑制了企業技術創新，驗證了H1。

表2 描述性統計結果

4.3 代理成本的中介效應分析

如前文所述，企業戰略差異度越大，與投資者的信息不對稱程度越高，投資者可能無法對管理層實施有效監督，從而使代理問題越嚴重。當管理層以私人利益最大化為目標時，由于信息不對稱和代理問題，管理層可能為了個人私利做出損害企業長期價值的短視行為。因此，本文認為，戰略差異度較大的企業可能因存在代理問題，對企業創新活動產生抑制作用，即代理成本是戰略差異度影響企業技術創新的中介路徑之一。

表3 戰略差異度與企業技術創新基準回歸結果

表4報告了中介效應模型的回歸結果。列(1)為戰略差異度與代理成本關系的回歸結果，其中戰略差異度(DS)的系數為0.084，且在1%的水平上顯著為正，說明戰略差異度越大，企業代理成本越高。列(2)中，戰略差異度(DS)和代理成本(Agency)的系數分別為-0.078和-0.257，且分別在5%和1%的水平上顯著，根據Sobel檢驗計算公式得到Z統計量為-3.441，P值為0.000 5，說明戰略差異度、代理成本與企業技術創新之間存在顯著中介效應，即代理成本是戰略差異度抑制企業技術創新的作用渠道。列(3)中，戰略差異度(DS)的系數為-0.123，且在5%的水平上顯著，代理成本(Agency)的系數雖然為負但并不顯著，Sobel檢驗也不支持中介效應，說明戰略差異度并沒有通過代理成本抑制企業發明專利產出。列(4)中，戰略差異度(DS)的系數在10%水平上顯著，代理成本(Agency)的系數為-0.292，且在1%的水平上顯著，說明代理成本在戰略差異度與非發明專利的關系中起部分中介作用，Sobel檢驗也支持了這一結論。綜上所述，代理成本在戰略差異度與企業技術創新的關系中發揮中介作用，且與發明專利相比，代理成本的中介作用在戰略差異度與非發明專利關系中更為顯著，驗證了H2。

4.4 內生性檢驗

為緩解可能存在的內生性問題對實證結果的影響，本文采用固定效應模型、工具變量法和傾向得分匹配法，對戰略差異度與企業技術創新的關系進行進一步檢驗。

表4 戰略差異度、代理成本與企業技術創新回歸結果

(1)固定效應模型。為避免企業間不隨時間變化的個體差異對實證結果產生影響，本文使用固定效應模型對戰略差異度與企業技術創新的關系進行重新檢驗。結果顯示，戰略差異度的系數分別為-0.127、-0.097和-0.120，均在5%的統計水平上顯著，與前文結果一致，表明研究結論不受使用模型影響。

(2)工具變量法。本文基準回歸結果表明，戰略差異度與企業技術創新呈負相關關系。這一研究結論可能受到未觀測到因素影響，為緩解這一內生性問題對估計結果造成的偏誤，本文采用工具變量法進行檢驗。選擇戰略差異度年度行業均值(DS_mean)作為企業戰略差異度的工具變量。一般來說，同一行業上市公司的戰略定位具有相似性[5]，因此公司戰略差異度受同行業其它企業戰略差異度平均水平影響，但同行業其它企業的戰略差異度不會對本公司技術創新產生影響。弱工具變量檢驗結果顯示，F值為655.806，顯著大于10，且P值為0.000，說明本文選取的工具變量是合理的。

工具變量法的回歸結果顯示，戰略差異度年度行業均值(DS_mean)的系數為0.944，且在1%的統計水平上顯著，表明企業戰略定位受同行業其它企業戰略定位影響，符合本文預期。由于篇幅限制，固定效應模型和工具變量法的回歸結果并未報告，留存備索。

(3)傾向得分匹配法。由于戰略定位是由管理層基于企業目前所處環境和擁有的資源稟賦確定的，因此解釋變量戰略差異度(DS)并非隨機的，而是有選擇的。為了進一步克服樣本中可能存在遺漏變量問題，本文采用傾向得分匹配法進行檢驗。首先，按照戰略差異度(DS)年度行業中位數將樣本分為兩組。戰略差異度較大的組為實驗組，較小的組為對照組。其次，將兩組樣本在公司規模、財務杠桿、盈利能力、市賬比、現金持有水平、資產流動性、資本性支出、高管薪酬、上市年齡、是否兩職合一以及產權性質方面進行匹配。平衡性檢驗結果顯示，匹配后，樣本變量(除市賬比和年齡外)的標準化偏差均在5%以內，匹配效果良好(見表5)。最后，對匹配后的樣本重新進行多元回歸分析，結果見表6。結果顯示，戰略差異度(DS)的估計系數均顯著為負，表明在消除由協變量系統性差異導致的研究結果偏誤后，本文研究結論依然穩健。

表5 平衡性檢驗結果(傾向得分匹配法)

表6 匹配后樣本多元回歸分析結果

4.5 穩健性檢驗

(1)戰略差異度的敏感性測試。本文使用銷售費用和無形資產凈額替代廣告費用與研發費用，由此可能產生度量偏誤。借鑒已有做法，本文將銷售費用支出和研發支出兩個維度排除，按同樣步驟和方法使用剩下4個維度重新構建戰略差異度，用DS2表示。以DS2為被解釋變量，重新進行回歸，結果見表7。列(1)、(2)、(3)顯示了戰略差異度敏感性測試結果，DS2的回歸系數均在5%的水平上顯著為負，與前文結果一致，表明本文研究結論較為穩健。

(2)企業技術創新的敏感性測試。前文使用上市公司當年專利申請數量度量企業技術創新產出，在敏感性測試中，本文使用上市公司當年專利授權數量對企業技術創新產出重新進行度量。同樣地，考慮到部分企業專利授權數量為零，因此對專利授權數量加1取自然對數，且分別用專利授權總量(Gra_Total)、發明專利授權量(Gra_Invent)和非發明專利授權量(Gra_UD)度量技術創新。表7列(4)、(5)、(6)顯示了被解釋變量分別為Gra_Total、Gra_Invent和Gra_UD時的回歸結果，戰略差異度(DS)的系數均顯著為負，與前文結論保持一致，說明本文結論較為穩健。

(3)使用研發投入作為被解釋變量。無論是專利申請數量還是授權數量均反映企業技術創新產出水平，然而戰略差異主要通過影響技術創新投入，進而影響技術創新產出。為進一步檢驗戰略差異度與企業技術創新的關系，本文使用研發投入加1取自然對數(RD)進行穩健性檢驗[27]。表7列(7)、(8)分別顯示了被解釋變量為RD、解釋變量為DS和DS2時的回歸結果，DS和DS2的系數均顯著為負，與前文結論保持一致，表明本文結論較為穩健。

表7 戰略差異度、企業技術創新敏感性測試與基于研發投入的穩健性檢驗結果

5 異質性分析

5.1 基于產權性質的分樣本研究

考慮到我國特殊制度背景，戰略差異度對企業技術創新的抑制作用可能會受公司產權性質影響。在不考慮戰略差異度的情況下，一般認為，國有企業的代理問題比民營企業更嚴重。一方面，國有企業存在的所有者缺位和多層委托代理關系，導致代理問題嚴重；另一方面，國有企業的限薪政策無法充分發揮薪酬激勵機制的作用。因此，如果戰略差異度通過增加代理成本影響企業技術創新，本文預測，這種抑制作用在民營企業中更加顯著。

基于上述分析，本文從產權性質視角對戰略差異度與企業技術創新的關系進行檢驗。按產權性質將樣本分為國有企業樣本組(SOE)和民營企業樣本組(Non-SOE)。表8報告了基于產權性質分組的戰略差異度與企業技術創新關系回歸結果。結果顯示，在民營企業樣本組中，戰略差異度與企業技術創新呈顯著負相關關系，表明民營企業的戰略差異會顯著抑制企業技術創新，尤其是發明專利創新；在國有企業樣本組中，戰略差異度與企業技術創新的負向關系并未通過顯著性檢驗。因此，與國有企業相比，民營企業實施差異化戰略更可能抑制企業技術創新。

5.2 基于融資約束的分樣本研究

已有研究表明，企業創新活動往往受融資約束限制。一方面，創新活動本身需要持續大量資金投入；另一方面，創新活動一般信息透明度不高，容易引發道德風險，且回報產出不確定性較高，使得銀行等金融機構借款意愿較低。因此，如果企業在面臨較高融資約束的情況下繼續實施偏離行業常規的戰略，可能會因資本成本增加而加劇企業融資約束[25,27]，抑制企業技術創新。因此，本文預測，與融資約束較小的企業相比，面臨較大融資約束的企業，戰略差異度對企業技術創新的抑制作用更顯著。

表8 產權性質、戰略差異度與企業技術創新回歸結果

基于此，本文進一步考察融資約束情境下戰略差異度與企業技術創新的關系。本文使用Hadlock & Pierce[28]構建的SA指數度量企業面臨的融資約束，計算公式為：SA= |-0.737×Size+0.43×Size2-0.04×Age|。SA指數越大，表示企業面臨的融資約束越高。按SA指數年度行業均值將上市公司分為融資約束較高組(SA-High)和融資約束較低組(SA-Low)。表9報告了融資約束情境下戰略差異度與企業技術創新關系的回歸結果。結果顯示，在融資約束較高的組別中，戰略差異度與企業技術創新顯著負相關，表明如果企業面臨較高的融資約束，實施偏離行業常規的戰略會抑制企業技術創新；在融資約束較低的組別中，戰略差異度與企業技術創新的關系并未通過顯著性檢驗。因此，與本文預期一致，與融資約束較低的企業相比，戰略差異度與企業技術創新的負向關系在融資約束較高的企業中更為顯著。

表9 融資約束、戰略差異度與企業技術創新回歸結果

5.3 基于市場競爭地位的分樣本研究

市場競爭地位不同可能會影響戰略差異度與企業技術創新的關系。已有研究指出，市場競爭地位較高的企業，在經營活動中往往擁有強大“造血”能力以及穩健的經營現金流，且面臨的外部融資約束較小。因此，與市場競爭地位較低的企業相比，市場競爭地位較高的企業能夠有效克服戰略差異導致的融資約束對企業技術創新的影響。基于此，本文預測，戰略差異度對企業技術創新的抑制作用在市場競爭地位較低的企業中更為顯著。

基于上述分析，本文進一步考察不同市場競爭地位情境下戰略差異度與企業技術創新的關系。借鑒徐玉德和韓彬[29]的做法，本文采用勒納指數(PCM)度量企業市場競爭地位，其中，PCM=(營業收入-營業成本-銷售費用-管理費用)/營業收入。按勒納指數年度行業中位數將樣本分為市場競爭地位較高組(PCM-High)和市場競爭地位較低組(PCM-Low)。表10報告了不同市場競爭地位下戰略差異度與企業技術創新關系的回歸結果。結果顯示，在市場競爭地位較低的組別中，戰略差異度與企業技術創新呈顯著負相關關系；在市場競爭地位較高的組別中，兩者關系并不顯著。這表明，與市場競爭地位較高的企業相比，戰略差異會顯著抑制市場競爭地位較低企業的技術創新，與本文預期一致。

表10 市場競爭地位、戰略差異度與企業技術創新回歸結果

6 結論與啟示

本文基于2007—2019年中國A股上市公司樣本數據，考察了戰略差異度對企業技術創新的影響。研究表明，戰略差異度與企業技術創新呈顯著負相關關系，即企業實施的戰略偏離行業常規戰略程度越大，企業技術創新越少；中介效應檢驗發現，代理成本是戰略差異度影響企業技術創新的中介路徑之一；戰略差異度與技術創新的負向關系僅在民營企業、融資約束較大的企業以及市場競爭地位較低的企業中顯著。

本研究從戰略差異視角拓展了現有文獻對企業技術創新活動的認識，豐富了企業技術創新影響因素與戰略差異經濟后果的相關文獻，厘清了二者之間關系的傳導路徑，具有一定理論意義和實踐價值。基于以上結論，本文得到如下啟示：

(1)創新為企業高質量發展提供動力支撐，而技術創新在一定程度上受企業戰略差異度影響，企業戰略定位偏離行業常規戰略程度越大，技術創新活動越少。這一結論有助于理解戰略定位對企業技術創新活動的影響，對戰略制定者具有一定參考價值。戰略差異度通過提高代理成本影響企業技術創新，因此戰略制定者在制定企業戰略時，應關注戰略定位對企業信息不對稱和代理問題的影響，尤其是對技術創新活動的影響。

(2) 產權性質、融資約束和市場競爭地位都會影響戰略差異度與企業技術創新之間的關系。在民營企業、融資約束較大的企業以及市場競爭地位較低的企業中，企業實施的戰略偏離行業常規戰略程度越高，對企業技術創新的抑制作用越強。因此，上述企業管理層應慎重考慮企業戰略定位，將技術創新活動納入戰略決策考慮范圍，合理選擇適合企業自身的戰略。

(3)戰略差異度抑制企業技術創新的根源在于信息不對稱。實施差異化戰略的企業，尤其是民營企業、融資約束較大與市場地位較低的企業，一方面要加強信息披露，緩解與投資者因信息不對稱產生的矛盾，減少代理成本；另一方面，要加強對管理層的監督與激勵，避免發生道德風險，進而影響企業未來創新能力和長遠利益。

本文存在以下不足之處：一方面，借鑒已有做法，通過6個維度財務數據偏離行業平均水平的程度對戰略差異度進行測度，屬于結果導向的度量方式，可能會在一定程度上造成測量偏差。另一方面，在異質性檢驗上，本文著重對企業產權性質、融資約束程度和市場競爭地位進行分析，而企業治理特征如治理結構、股權結構以及企業面臨的宏觀環境、產業環境、金融發展水平和行業競爭程度等外部環境因素，也可能對戰略差異度與企業技術創新的關系產生影響。因此，未來研究需要進一步探索企業治理因素和外部因素對兩者關系的影響。