信息透明度、創新失敗容忍度與企業創新投入

杜建華 梁首昌

【摘要】企業創新過程中失敗在所難免， 管理層往往因畏懼創新失敗所帶來的風險， 對企業創新投資具有抵觸情緒。 如何制定一套制度， 營造出一種容忍創新失敗的氛圍， 是推動企業創新發展的關鍵。 以2007 ～ 2019年我國A股上市公司為樣本， 研究信息透明度對企業創新投入的影響及其作用機制， 結果表明， 信息透明度對企業創新投入具有促進作用。 同時， 分析其作用機制發現， 信息透明度作為一種非制度性激勵機制， 提高了企業對創新失敗的容忍度， 從而以較低的風險預期激勵管理層增加企業的創新投入。 進一步研究發現， 信息透明度對創新投入的促進作用在非國有企業和股權激勵水平較高的企業中更加顯著。 研究豐富了信息透明度及企業創新領域的相關文獻， 對現實中如何改善公司治理體系、推動企業和國家經濟的長遠發展均具有較大的啟示意義。

【關鍵詞】信息透明度;創新失敗容忍度;創新投入;股權激勵

【中圖分類號】F273.1? ? ? 【文獻標識碼】A? ? ? 【文章編號】1004-0994（2021）10-0077-10

一、引言

創新是經濟發展的重要驅動力和影響長期競爭力的關鍵因素[1] 。 在謀劃“十四五”時期發展路徑之際， 黨的十九屆五中全會明確了創新在我國現代化建設全局中的核心地位， 并把科技自立自強作為國家發展的戰略支撐。 根據世界知識產權組織發布的《2020年全球創新指數報告》的排名情況看， 中國綜合排名已躍居第14名， 位列中等收入經濟體之首， 但“創新投入分項指數”僅位列第26名， 這意味著雖然我國在整體創新水平上取得了巨大進步， 但研發投入水平仍有待提高。 特別地， 作為一國創新的主體， 企業的創新意愿對于我國研發投入的整體水平至關重要。 而管理層作為企業創新決策的最終制定者與實施者， 對企業創新投入存在決定性的影響。 但在現實中， 由于創新項目失敗風險較高， 管理層往往出于對自身利益的考慮， 更傾向于風險規避的短視行為[2] 。 因此， 如何制定有效的創新激勵機制， 激發管理層的創新熱情， 對推動企業創新行為以及提高我國整體創新投入水平具有重要的理論價值和實踐意義。

理論研究表明， 提高創新風險收益和降低創新失敗風險是完善管理者創新激勵機制的關鍵因素[3，4] 。 已有文獻從創新風險收益視角展開了豐富的討論， 如薪酬激勵[5] 、晉升激勵[6] 、股權激勵[7] 等， 也有少數學者分析了降低創新失敗風險對企業創新投入的影響[4] 。 然而， 在會計研究領域， 信息透明度作為一種重要的非制度性激勵機制， 卻鮮有研究探討其在影響企業創新方面的治理作用。 國外學者率先對這一領域展開研究， 認為信息透明度能夠發揮隱性契約的作用， 可以降低管理層因創新失敗導致創新產出水平（專利申請數量）低于預期時所遭受的離職風險， 從而激勵管理層增加企業的創新投入[8] 。 與國外資本市場不同的是： 一方面， 我國上市公司考核管理者業績的指標主要是反映企業短期業績的會計指標， 并非創新產出水平[6] ; 另一方面， 國內學者普遍認為， 在我國上市公司中， 創新項目失敗主要通過沖擊企業短期業績， 進而威脅管理者的職位安全[9，10] ， 并無證據表明管理層離職風險與創新產出水平之間存在聯系。 因此， 國外學者的研究結論可能并不適用于我國資本市場。 基于此， 在我國資本市場， 信息透明度能否對企業創新投入產生積極的治理效應？ 如果能， 其作用機制是什么？ 現有研究尚未給出明確解答。

為回答上述問題， 本文以2007 ～ 2019年我國A股上市公司為樣本， 檢驗了信息透明度對企業創新投入的影響及其作用機制。 研究發現： 信息透明度與企業創新投入呈顯著正相關關系; 同時分析其作用機制發現， 信息透明度可以通過緩解管理層強制變更與短期業績之間的敏感性， 提高企業對創新失敗的容忍度， 從而以較低的風險預期激勵管理層增加企業的創新投入; 進一步研究發現， 信息透明度對企業創新投入的促進作用在非國有企業和股權激勵水平較高的企業中更加顯著。 在穩健性檢驗部分， 本文還發現管理層強制變更與創新產出水平之間并不存在敏感性， 表明國外研究結論在我國資本市場不成立， 排除了這一替代性解釋。

本文研究的貢獻在于： 第一， 鑒于信息透明度影響因素較為復雜， 本文從盈余質量、信息披露質量、分析師預測以及審計師多個角度為信息透明度有助于企業增加創新投入提供了新的證據。 第二， 本文基于我國資本市場特征， 從新的視角揭示了信息透明度影響企業創新投入的作用機制， 為信息透明度具有積極的治理效應提供了新的經驗證據。 此外， 本文還檢驗了不同產權性質企業中信息透明度治理效應的差異， 進一步明晰了信息透明度的作用機制。 第三， 本文通過考察股權激勵對信息透明度與企業創新投入之間關系的調節作用發現， 信息透明度作為降低創新失敗風險的激勵機制， 與提高長期收益的激勵機制（股權激勵）存在互補關系， 支持了現有理論研究。 本文研究結論為政府監管部門健全企業信息披露機制提供了理論依據， 并且對企業制定有效的創新激勵機制、進一步完善公司治理體系具有重要的啟示作用。

二、理論分析與研究假設

企業創新活動是探索性的， 研發周期長、失敗風險高， 但管理層在初期的創新失敗可能是一種嘗試， 對企業未來創新成功具有重要的價值， 而僅靠將業績與工資掛鉤的傳統收益激勵方式不足以有效激勵管理層投身于創新工作[11] 。 理論研究表明， 有效的創新激勵必須建立在容忍創新失敗風險的基礎上[3] 。 如果企業對創新失敗的容忍水平較低， 那么管理層通常面臨較高的職業風險， 就可能對投資創新產生抵觸情緒。 因此， 相較于其他公司決策， 創新決策通常需要更高的失敗容忍度。 Manso[3] 和胡國柳等[4] 也明確指出， 提高創新失敗容忍度是一種特殊的激勵機制， 對企業創新尤為重要。

在我國資本市場， 創新失敗容忍度主要體現在管理層離職風險與企業短期業績之間的敏感性關系上[10] 。 一方面， 創新活動失敗概率較高， 投資創新項目失敗通常導致企業短期業績受損[9] 。 而目前我國上市公司考核管理者業績的指標主要是反映企業短期業績的會計指標， 業績受損容易使管理層受到股東的質疑而被迫離職[6] 。 另外， 我國資本市場個人投資者居多， 投機氛圍濃厚， 更加關注企業短期財務業績指標[12] 。 企業短期業績水平低于預期會使投資者據此判斷管理層能力不足而拋售企業股票， 導致股價下跌[13] 。 對于股東來講， 股價是其重要的價值體現， 股東往往希望管理層可以維持或提升股價， 否則就可能懲罰管理層， 使其面臨較高的離職風險[14] 。 另一方面， 由于管理層職位和聲譽與私有收益具有密切聯系， 如果管理者因創新失敗導致業績不佳而被迫離職， 不僅會影響自己的私有收益， 還會被貼上能力不足的“標簽”， 外部經理人市場也會將其視為能力較差的管理者， 使其未來的職業生涯充滿著不確定性[15，16] 。 所以， 即便創新投入有利于企業長遠發展， 但由于缺乏有效的考核手段， 股東及其他利益相關者也無法容忍創新失敗導致短期業績水平的暫時性低迷， 管理層就更傾向于規避高風險的創新項目。 張兆國等[6] 也發現， 管理層如果預期職位任期較短， 往往更傾向于削減創新投入以提高企業的短期業績。 因此， 在我國資本市場， 如何緩解管理層離職風險與企業短期業績之間的敏感性， 從而提高企業的創新失敗容忍度， 是激發管理層創新熱情的關鍵。

雖然管理層的創新行為不易被觀察， 從而導致企業難以形成容忍創新失敗的氛圍， 但信息透明度的提高可以有效解決這一難題。 具體地講， 一方面， 即便管理層創新項目投資失敗， 進而使短期業績受損， 透明的信息環境也可以為股東提供更加詳細的有關管理層創新行為和投資策略等方面的信息， 幫助其更加全面地了解管理層在研發過程中的努力程度， 這樣即使管理層創新決策失敗， 也不會簡單地因為短期業績水平低于預期而承擔較高的職業風險[17，18] 。 另一方面， 更透明的信息環境可以減少短期業績等事后考核指標所包含的“噪音”， 有助于外部信息使用者更準確地識別管理層的能力， 減少對管理層能力的認知偏差[8，19] 。 這意味著在透明的信息環境下， 投資者不僅可以了解企業的發展前景， 也能夠更加準確地評價管理層的能力， 從而擁有更多的信息來選擇是否繼續持有創新企業的股票， 使管理層避免了因投資者非理性投資行為而被解雇的風險， 同時也降低了其未來職業生涯的不確定性。 此時， 管理層也就無需過度擔憂因創新失敗造成的離職風險， 會更加愿意從事創新活動， 最終有助于企業創新投入水平的提升。 綜上所述， 信息透明度作為一種非制度性的激勵機制， 可以通過緩解管理層強制變更與短期業績之間的敏感性， 提高企業對管理層創新失敗的容忍度， 從而以較低的風險預期激勵管理層增加企業的創新投入。 因此， 本文提出以下假設：

H1： 信息透明度對企業創新投入具有促進作用。

H2： 信息透明度可以緩解管理層強制變更與短期業績間的敏感性， 提高企業對創新失敗的容忍度。

此外， 在不同產權性質的企業中， 信息透明度對企業創新的促進效應可能存在一定的差異。 已有研究表明， 盈利不是國有企業的唯一目標， 管理者在職位任免方面更大程度上受到政府的管控， 所以企業業績好壞并非決定管理者是否留任的根本因素[13] 。 國有企業管理者還可以憑借政治地位的優勢， 化解不確定性風險[20] 。 相較于國有企業， 非國有企業管理者則擔負了更多職業經理人的職責， 其任免和薪酬都更依賴于市場化原則來確定， 通常面臨較大的市場壓力[21，22] 。 因而非國有企業在考核管理者個人業績時， 更加注重企業業績指標， 所以當管理者創新投資失敗導致業績下滑時， 也會招致更高的離職風險， 即非國有企業對創新失敗的容忍度更低。 此時， 非國有企業管理層對提高創新失敗容忍度的需求也會更高。 根據前文關于信息透明度與創新投入關系的論述， 如果信息透明度能夠提高創新失敗容忍度， 以激勵管理層增加創新投入， 那么這一效應在非國有企業中應更為明顯。 因此， 本文提出以下假設：

H3： 相較于國有企業， 信息透明度對企業創新投入的促進作用在非國有企業中更加顯著。

已有文獻將創新激勵機制分為兩類， 一是降低創新失敗風險， 二是提高創新風險收益[3] 。 前文論述表明， 信息透明度作為一種非制度性激勵機制， 可以提高創新失敗容忍度， 降低管理層在創新失敗時的離職風險， 從而激勵管理層增加企業的創新投入。 而以股權激勵為代表的長期收益激勵機制的核心則是通過提高管理層私人收益， 鼓勵其承擔風險以提高企業長期價值[7] 。 理論上， 兩種激勵機制都有利于促進企業的創新活動。 但一個值得深思的問題是， 降低創新失敗風險與提高創新風險收益存在于兩個維度， 那么兩者在創新激勵過程中存在何種關系？ 是互補還是替代？ 這也是近年來國內外學者廣泛關注并不斷探索的話題。

基于前文的論述邏輯， 信息透明度可以通過降低創新失敗的風險， 從而激勵管理層投資高風險的創新項目。 而當高管持有企業股票或被授予期權時， 其私有收益與股價緊密相關。 雖然管理層投資創新項目容易使股價呈現較大的波動性， 但風險越大， 股票或期權價值也越高， 管理層也更有意愿去承擔風險以提高企業的創新投入水平。 因此， 信息透明度和股權激勵在創新激勵過程中應為互補關系。 國內相關研究也支持這一觀點， 胡國柳等[4] 研究發現， D&O保險作為降低創新失敗風險的機制， 與股權激勵等傳統收益激勵機制存在互補關系， 共同促進了企業創新投入。 Manso[3] 也認為， 降低創新失敗風險與提高創新風險收益對企業創新同樣重要。 基于上述分析， 本文提出以下假設：

H4： 相較于股權激勵水平低的企業， 信息透明度對企業創新投入的促進作用在股權激勵水平高的企業中更加顯著。

三、研究設計

（一）樣本選擇

本文選取2007 ～ 2019年滬深A股上市公司為研究樣本。 剔除金融類公司、ST和?ST以及財務數據和研發數據不全的公司， 最終獲得16480個觀測值， 并對連續變量進行1%和99%分位上的縮尾（Winsorize）處理。 本文所有財務數據來自CSMAR數據庫， 研發數據來源于WIND數據庫。

（二）變量選擇

1. 創新投入。 本文采用研發支出占營業收入的比重來衡量創新投入[23] 。 在穩健性檢驗部分， 采用研發支出占總資產比重、研發支出的對數值進行替代性檢驗。

2. 信息透明度。 企業信息透明度是指外部信息使用者對公開交易上市公司特定信息（如年報、各種信息披露公告等）的可得性[24，25] 。 本文借鑒辛清泉等[25] 提出的模型， 從盈余質量、信息披露考評分值、分析師人數、分析師預測準確性和審計師五個角度構建企業信息透明度的代理變量。

第一個信息透明度指標為調整的盈余質量。 首先按行業與年度回歸如下模型：

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

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

模型（1）中， Tca為總流動應計利潤， 等于營業利潤減去經營現金流量再加上折舊和攤銷費用。 Cfo為經營現金流量， △Rev為營業收入變動值， Ppe指年末固定資產價值， e為誤差項， i和t為公司和年度標識。 上述所有變量均除以平均總資產進行平減。 回歸后， 以本年與前四年的回歸殘差計算出標準差， 為便于比較， 再將這一指標乘以-1， 作為公司t年的盈余質量指標（Mcdd）。 Mcdd越大， 則信息透明度越高。

第二個信息透明度指標為深交所對各年上市公司信息披露考評分值（Disclosure）。 信息披露等級從低到高劃分為A、B、C、D四個等級， 本文按照等級將信息披露考評分值取1 ～ 4分。 分值越高， 則表明信息透明度也越高。

第三個信息透明度指標為分析師人數（Analyst）。 本文用當年對企業盈余進行預測的分析師人數表示。 若預測由分析師團隊發布， 則分析師人數取值為1。 分析師人數越多， 信息透明度越高。

第四個信息透明度指標為分析師盈余預測準確性（Accuracy）。 本文先計算不同分析師在同一年預測每股盈余的中位數， 再減去實際每股盈余并除以上年度每股股價， 最后對該數值取絕對值并乘以-1得到Accuracy。 該數值越大， 信息透明度越高。

第五個信息透明度指標為企業年報審計師是否來源于國際“四大”（Big4）。 審計師來自“四大”表明信息透明度較高。

最后， 本文借鑒Lang等[26] 的做法， 構建了一個綜合指標Tran作為信息透明度的代理變量， 其數值等于上述五個指標的樣本百分等級的平均值。 如果某個或多個透明度指標缺失， 則Tran等于其余指標百分等級的均值。 Tran越大， 表示企業信息透明度越高。

3. 管理層強制變更。 對于管理層強制變更（Turnover）的界定， 考慮到董事長和總經理在企業決策中的關鍵作用， 本文將上述職位變更定義為管理層變更[27] 。 進一步， 借鑒朱冰等[10] 的研究， 本文將“解聘”“辭職”“個人原因”類型劃分為強制變更; 將其他類型劃分為非強制變更。 一年內發生多次變更， 則僅保留第一次變更。 若企業在t+1年發生管理層強制變更事件， 則賦值Turnover為1， 否則為0。

4. 短期業績。 對于短期業績（Adj_roa）， 根據理論預期， 本文采用會計業績指標進行衡量。 借鑒姜付秀等[28] 的做法， 采用經行業中值調整的總資產利潤率（利潤總額除以平均總資產）表示。 此外， 借鑒朱冰等[10] 的思路， 本文還引入了短期業績的變動值（△Adj_roa）作為第二個衡量指標。

5. 控制變量。 借鑒已有研究[8，23] ， 本文選取公司規模、董事會規模、資產負債率、資產收益率、營業收入增長率、公司年齡、自由現金流、資本支出、固定資產密集度、賬面市值比和行業競爭度等作為控制變量。

變量定義具體見表1。

（三）模型設計

為驗證H1， 即信息透明度對企業創新投入的影響， 借鑒已有研究[8，23] ， 構建模型（2）：

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

Indusry+ei，t? ? ? ? ? ? （2）

其中： RD為被解釋變量， 用t+1年研發支出占營業收入比重表示; Tran為解釋變量， 采用五個透明度指標樣本百分等級的平均值表示; Control為控制變量; Year和Industry為年度和行業效應; e為誤差項。 與此同時， 還分別采用Mcdd、Disclosure、Analyst、Accuracy和Big4這五個單一透明度指標對模型（2）進行回歸。

為檢驗H2， 即信息透明度對創新失敗容忍度（管理層強制變更—短期業績敏感性）的影響， 本文借鑒姜付秀等[28] 和朱冰等[10] 的研究， 構建Logit模型（3）和（4）檢驗信息透明度對管理層強制變更與短期業績間敏感性關系的影響。 模型中加入行業和年度虛擬變量， 并對回歸模型的標準誤進行企業層面和年份的聚類調整。

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為企業t+1年發生管理層強制變更的虛擬變量; Adj_roa為企業短期業績， 本文以經行業中值調整的總資產利潤率表示; △Adj_roa為企業短期業績的變動值。 其余變量不變。

為檢驗H3和H4， 即產權性質和股權激勵對信息透明度與企業創新投入之間關系的調節作用， 在模型（2）的基礎上， 本文按照產權性質將樣本劃分為國有企業和非國有企業樣本組， 并按照當年管理層持股比率的中位數將樣本劃分為股權激勵水平高和股權激勵水平低的樣本組進行分組回歸。

四、實證結果與分析

（一）描述性統計

表2為主要變量的描述性統計結果。 被解釋變量創新投入（RD）的平均值為0.049， 表明樣本期間我國企業研發支出占營業收入的比重為4.9%， 而根據國際經驗， 這一指標超過5%時才具備創新競爭優勢。 RD的標準差為0.053， 說明企業間研發投入強度存在差異。 從信息透明度相關變量來看， 信息披露考評分值（Disclosure）的均值為3.082， 表示上市公司信息披露質量介于良好和優秀之間。 分析師人數（Analyst）的均值為10.205， 且差異較為明顯， 最小值為1， 最大值為42。 根據上述五個指標構建的信息透明度綜合指標Tran的均值為0.266， 標準差為0.146。

（二）回歸結果

表3為信息透明度對企業創新投入影響的回歸分析結果。 本文出于對模型穩健性的考慮， 在驗證假設前進行了Hausman檢驗， 檢驗結果位于表3最下方， 結果顯示采用固定效應模型更為合理， 并對回歸系數標準誤進行公司層面的聚類調整。 由列（1）的回歸結果可知， 信息透明度綜合指標Tran的回歸系數在1%的水平上顯著為正， 表明信息透明度對企業創新投入具有促進作用， H1得到驗證。 列（2） ～ 列（6）為五個透明度指標對創新投入的回歸結果。 其中， lnAnalyst為分析師人數加1的自然對數。 回歸結果表明， 雖然Big4的系數不顯著， 但其余四個透明度指標均與創新投入呈顯著正相關關系。

表4為信息透明度對創新投入的作用機制檢驗。 在列（1）和（3）中， Adj_roa的系數為-4.8148， 在1%的水平上顯著， △Adj_Roa的系數為

-2.0821， 在10%的水平上顯著， 表明管理層強制變更與企業短期業績敏感性較高， 對創新失敗的容忍度較低。 在列（2）和（4）中， Tran×Adj_roa以及Tran×△Adj_roa為本研究的關鍵變量， 回歸系數分別為8.5717和12.3736， 均在5%的水平上顯著， 說明信息透明度能夠顯著緩解管理層強制變更與短期業績的敏感性， 提高了企業對管理層創新失敗的容忍度， H2得到驗證。

表5為調節變量分組回歸結果。 可見， 非國有企業中信息透明度綜合指標Tran的回歸系數為0.0226， 在1%的水平上顯著， 國有企業中信息透明度綜合指標Tran的回歸系數為0.0090， 在5%的水平上顯著。 未在表中報告的組間系數差異檢驗結果顯示， 兩個回歸系數的差異在1%的水平上顯著（p值為0.001）， 表明相較于國有企業， 信息透明度對企業創新投入的促進作用在非國有企業中更加顯著， 驗證了H3。 股權激勵水平高的樣本中信息透明度綜合指標Tran的系數為0.0242， 高于股權激勵水平低的樣本組（0.0134）。 未在表中報告的組間系數差異檢驗結果顯示， 分組回歸系數的差異在1%的水平上顯著（P值為0.005）， 這意味著相較于股權激勵水平低的企業， 信息透明度對創新投入的促進作用在股權激勵水平較高的企業中更加顯著， H4得到驗證。

五、穩健性檢驗及排除替代性解釋

（一）穩健性檢驗

1. 內生性檢驗。 考慮到信息透明度與企業創新投入之間可能存在反向因果的內生性問題， 本文借鑒Zhong[8] 和Simintzi等[29] 的研究思路， 采用動態分析和變化模型的方法進行內生性檢驗。 將模型（2）中的信息透明度綜合指標Tran轉換為多期變動值， 基本思路為： 如果信息透明度與創新投入為因果關系， 則信息透明度當期變動值只能影響當期或未來期間創新投入的變動值， 但信息透明度未來期間的變動值無法影響以往期間創新投入的變動值。 其回歸結果如表6所示， 在列（1）的動態分析模型中， 經過F檢驗， 利用混合回歸模型， 并采用聚類穩健的標準誤對回歸結果進行調整， 同時控制時間和行業效應。 回歸結果表明， 當期信息透明度的變動值會影響創新投入未來期間的變動值， 但未來期間信息透明度的變動值與以往期間的創新投入變動值無顯著關系， 一定程度上證明信息透明度與企業創新投入不存在反向因果關系。

2. 指標敏感性檢驗。 考慮到指標的設定可能影響文章的實證結論， 本文對創新投入指標和信息透明度指標進行敏感性分析。 以研發支出與總資產的比值（RD2）和研發支出自然對數（RD3）作為企業創新投入的替代變量[4，30] 。 同時， 參考已有文獻的做法[23] ， 本文將信息透明度轉換成虛擬變量HighTran， 若該變量高于其樣本中位數則取1， 否則為0。 基于此， 本文重新對模型（2）進行回歸。 回歸結果如表7所示， 信息透明度與創新投入仍然在1%的水平上顯著正相關， 研究結論保持不變。

（二）排除替代性解釋

1. 排除企業融資的影響。 理論上， 信息透明度還可以通過改善外部融資渠道推動企業創新。 基于穩健性考慮， 借鑒已有研究的做法[23] ， 在控制企業股權融資后重新對模型（2）進行回歸， 從而排除企業融資機制的影響。 借鑒Brown等[31] 的研究， 采用t-2 ～ t年每年股票增發額與年末總資產比值的和（Finance）作為股權融資的代理變量， 并假設這部分資金全部用于研發投資。 實證結果如表8列（1）所示， 信息透明度綜合指標Tran的系數仍在1%的水平上顯著。 股權融資與創新投入的系數為正但并不顯著， 這與國內相關研究結論一致， 可能與股票市場不成熟有關[23] 。

2. 排除創新失敗風險的其他替代性解釋。 部分國外學者認為， 在國外資本市場， 創新產出水平是衡量管理者業績的重要考核指標， 創新失敗可能導致創新產出水平低于預期， 使管理層面臨被企業解雇的風險， 而信息透明度可以通過緩解管理層強制變更與創新產出之間的敏感性， 促進企業創新投入[8] 。 上述觀點或許是本文的一種替代性解釋。 基于此， 本文借鑒Zhong[8] 的思路， 用創新產出指標替換短期業績指標構建模型（5）， 驗證信息透明度對管理層強制變更與創新產出之間關系的影響。

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

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

ei，t? ?（5）

對于創新產出水平（Patent）， 本文以當期上市公司獨立申請專利數加1的自然對數作為創新產出水平的代理變量， 數據來自CNRDS數據庫。 同時依據Zhong[8] 的思路， 加入資產收益率的變動值（△Roa）以及研發支出與總資產的比值（RD2）， 進一步控制企業業績和創新投入對創新產出水平的影響， 以保證結論的可靠性， 其余變量不變。

表8中列（2）和（3）報告了Logit模型的回歸結果。 其中， Patent的系數為負， 交互項（Tran×Patent）系數為正， 但均無顯著性。 回歸結果表明， 管理層強制變更與創新產出無敏感性關系， 可以排除這一替代性解釋。

六、研究結論與啟示

本文以2007 ～ 2019年我國A股上市公司為樣本， 考察了信息透明度對企業創新投入的影響。 研究發現： 第一， 信息透明度對企業創新投入具有促進作用。 第二， 進一步分析其作用機制發現， 信息透明度可以通過緩解管理層強制變更與短期業績之間的敏感性， 提高企業對創新失敗的容忍度， 從而激勵管理層增加創新投入。 第三， 信息透明度對非國有企業創新投入的促進作用更加顯著， 并且信息透明度作為降低創新失敗風險的激勵機制， 與股權激勵等收益激勵機制呈互補關系， 共同促進了企業創新投入。 此外，本文通過實證檢驗， 在控制融資約束后， 發現信息透明度與創新投入仍呈顯著正相關關系， 并且管理層強制變更對創新產出水平無顯著影響， 一定程度上排除了企業融資以及創新失敗風險的其他替代性解釋。

本文研究結論具有理論與實踐意義。

在理論上， 第一， 從五個層面衡量企業信息透明度， 檢驗了信息透明度對企業創新投入的影響， 并且結合我國資本市場的特征， 從新的視角揭示了信息透明度影響企業創新投入的作用機制， 發現了信息透明度的新功能， 為信息透明度影響企業創新行為的研究提供了支持， 豐富了信息透明度與企業創新領域的相關研究。 第二， 通過考察股權激勵的調節作用發現， 信息透明度與收益激勵（股權）在創新激勵過程中呈互補關系， 支持了現有理論研究。

在實踐上， 第一， 研究結論為市場監管部門制定強化企業信息透明度的相關政策提供了理論依據。 透明的信息環境可以降低管理層與外部投資者和股東之間的信息不對稱程度， 不僅能引導市場注重企業的長期價值， 還可以提高公司治理水平， 對建立完善的經理人市場也有幫助， 這對提高我國整體的創新投入水平具有重要意義。 根據研究結論， 相關監管部門應強化企業信息披露機制， 并重視分析師作為信息中介的作用， 推動分析師行業發展。 第二， 發現創新失敗容忍度是影響或制約管理層創新決策的重要因素， 而信息透明度具有積極的治理作用， 可以通過提高企業對創新失敗的容忍度， 促進企業的創新投入。 由此， 企業應提高信息披露的積極性。 企業股東也應給與管理層更多的信任和包容， 對管理層初期創新失敗要更加容忍， 這對企業可持續發展具有重要意義。 第三， 研究結論也為企業如何制定科學合理的激勵機制， 進一步完善企業治理體系提供了一定啟示。 在設計創新背景下的激勵機制時， 企業應統籌推進降低失敗風險和提高長期性收益的激勵機制， 進一步降低代理成本。

總之， 我國政府及企業應高度重視信息透明度在企業創新投資中的作用， 創造條件以鼓勵企業管理層積極投身于創新事業中， 促進企業和國家經濟的長遠發展。

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