海本祿，高慶祝，尹西明，楊君笑

(1.河南師范大學 商學院，河南 新鄉(xiāng) 453007；2.中國科學院創(chuàng)新發(fā)展研究中心，北京 100049；3.北京理工大學 管理與經濟學院，北京 100081)

0 引言

研發(fā)投資是企業(yè)創(chuàng)新活動的物質基礎和資源保證[1]。依據內外部環(huán)境變化并結合自身實際情況適時調整創(chuàng)新策略、優(yōu)化研發(fā)資源配置方式，對研發(fā)型企業(yè)而言意義重大[2]。傳統(tǒng)研究多從靜態(tài)視角探討研發(fā)投資強度、水平等問題，但對研發(fā)投資變化趨勢及其與企業(yè)績效關系的關注較少[3]。部分學者認為，穩(wěn)定的研發(fā)投資是企業(yè)獲取可持續(xù)競爭優(yōu)勢的保障[4]，而研發(fā)投入波動是高管“盈余操縱”的結果和“短視投資”的表現(xiàn)，容易對組織核心資源和能力造成破壞[5,6]。但也有學者認為，研發(fā)投入波動代表企業(yè)主動適應外部環(huán)境變化、追求知識創(chuàng)造和技術創(chuàng)新并塑造競爭優(yōu)勢的過程，有利于改善企業(yè)績效[7,8]。

為探討研發(fā)投入顯著變化(急劇提高或急劇降低)對企業(yè)績效的影響，學者提出研發(fā)投入跳躍這一構念，用以描述和衡量特定時期內企業(yè)研發(fā)投入偏離歷史趨勢的波動情況[1,2,9]。Mudambi & Swift[10]運用美國非平衡面板數據，發(fā)現(xiàn)研發(fā)投入在特定時期內的最大波動對企業(yè)績效有顯著正向影響；吳建祖和肖書峰[1]發(fā)現(xiàn)，研發(fā)投入跳躍幅度正向影響企業(yè)績效；Swift[11]研究發(fā)現(xiàn)，研發(fā)投入變化無論是增加還是減少，都與組織失敗正相關；賈慧英等[2]認為，研發(fā)投入跳躍正向影響企業(yè)績效，但跳躍幅度達到一定程度后，并不利于企業(yè)績效改善。此外，研發(fā)投入跳躍對企業(yè)績效的作用還引申出學界對兩者關系權變因素的探討。已有學者探討公司治理[8]、吸收能力[11]、環(huán)境動態(tài)性[2]、市場化程度[12]、冗余資源[13]等因素對二者關系的影響，但大多數研究都是基于“完全理性”假設，認為研發(fā)投入跳躍是企業(yè)主動適應外部環(huán)境變化、追求知識創(chuàng)造和技術創(chuàng)新并塑造競爭優(yōu)勢的過程。作為企業(yè)管理者研發(fā)決策的重要體現(xiàn)，現(xiàn)有研究對研發(fā)投入跳躍階段管理者個體心理及行為特征的權變影響關注較少。

高階梯隊理論認為，高層管理者傾向于對其所處組織情境作出高度個性化的詮釋和策略選擇，而組織行為也是高管認知、價值觀、經驗等個性特征的反映[14]。高層管理者不僅對組織戰(zhàn)略形成具有重要影響，而且還影響組織中其他成員的行為，其認知特征也影響企業(yè)研發(fā)投資決策及其作用于企業(yè)績效的全過程。在高管團隊中，過度自信是普遍存在的非理性認知特征，這可能會使他們在企業(yè)投資決策中具有較強的風險承受能力[15]。深入分析高管過度自信這一高管重要心理特征的影響，有助于更好地理解研發(fā)投入跳躍對企業(yè)績效的影響過程與機理。

基于以上分析，本文重點關注：①不同方向研發(fā)投入跳躍是否以及如何影響企業(yè)績效？②作為企業(yè)高管的重要心理特征，高管過度自信是否以及如何影響研發(fā)投入跳躍與企業(yè)績效的關系？對此，本文在現(xiàn)有研究的基礎上，以間斷平衡理論為基礎，利用2007-2017年中國滬深兩市制造企業(yè)數據，實證探究研發(fā)投入正向跳躍和負向跳躍對企業(yè)績效的影響；通過引入高管過度自信這一調節(jié)變量，探討高管過度自信對研發(fā)投入跳躍對企業(yè)績效關系的權變影響。本文可為間斷平衡理論作出重要邊際貢獻，也為企業(yè)研發(fā)管理、創(chuàng)新治理及人力資源管理提供重要實踐啟示。

1 理論回顧與研究假設

1.1 研發(fā)投入跳躍與企業(yè)績效

間斷平衡理論最早用于解釋物種進化。該理論認為，物種長期處于靜止或平衡狀態(tài)中，該狀態(tài)會被短期突然發(fā)生的進化打破，期間往往伴隨著大量新物種的產生[16]。組織演化和技術創(chuàng)新也可理解為漸變與劇變交替進行的過程。Tushman等[17]認為，組織演化是長期漸變受到短期不連續(xù)變化擾動后再定位，然后進入新的漸變過程，漸變具有局部性和可預測性特征，以完善現(xiàn)有知識和提高現(xiàn)有技術為主，而劇變則具有整體性、不可預測性和一定的破壞性；Anderson等[18]將間斷平衡引入技術循環(huán)周期中，認為突破性技術開創(chuàng)了各類原始創(chuàng)新相互迸發(fā)且相互競爭的動蕩期，在這期間占有優(yōu)勢的設計脫穎而出并在較長時間內逐步完善；Romanelli等[19]認為，大部分組織變革都存在非連續(xù)性且能夠在短期內達成目標。此外，組織在戰(zhàn)略制定和文化形成等方面的漸進變化難以依靠累積實現(xiàn)根本性變革。由此可見，漸變與劇變性質不同，作用機制各異，二者不可相互替代。進一步而言，間斷平衡主要通過時間轉換平衡漸變與劇變兩種相互聯(lián)系且互相排斥的活動[2]。

探索式創(chuàng)新和利用式創(chuàng)新需要不同的組織結構與理念模式，且相互競爭有限資源[20]。企業(yè)若過于專注利用式創(chuàng)新可能難以捕捉發(fā)展機會，而過于專注探索式創(chuàng)新可能陷入“創(chuàng)新陷阱”，并導致創(chuàng)新失敗[21]。利用活動長期性和探索活動短期集中性在時間上的轉換，為協(xié)調探索與利用間的矛盾沖突提供了邏輯框架和解決方案。在此情況下，間斷平衡被學者認為是企業(yè)平衡組織內探索和利用活動以維護現(xiàn)有競爭優(yōu)勢以及開拓潛在競爭優(yōu)勢的重要策略[10]。實施間斷平衡策略有利于企業(yè)在不同發(fā)展階段專注不同創(chuàng)新行為，并將有限資源集中于探索式(或利用式)研發(fā)活動以實現(xiàn)最大化效用；同時，還可適時調整創(chuàng)新戰(zhàn)略以保障創(chuàng)新成果的充分利用。

研發(fā)方式對企業(yè)創(chuàng)新產出和競爭力持續(xù)提升起重要作用。已有研究表明，探索式研發(fā)側重于開發(fā)新技術、設計新產品、開拓新市場、提供新服務，以幫助企業(yè)進入新技術軌道；而利用式研發(fā)則強調拓寬已有產品線和產品組合，適應當前客戶需要[2]。不同產品生命周期不同階段所需研發(fā)資金不同，探索式研發(fā)多集中于產品開發(fā)期，需要大量研發(fā)資金投入以開展研發(fā)活動，而利用式研發(fā)則多集中于產品投入期之后，該時期所需資金相對較少[2]?？梢?，與利用式研發(fā)相比，探索式研發(fā)資金投入更多。這種研發(fā)投入先上升后下降與新產品由開發(fā)到成熟的過程一致[22]。受技術非連續(xù)及市場環(huán)境變化的影響，組織研發(fā)通常會出現(xiàn)持續(xù)平穩(wěn)的資金投入被短期、顯著變化所打破的情況[13]。事實上，組織研發(fā)管理戰(zhàn)略波動可用間斷平衡理論進一步解釋。研發(fā)投入在短期內發(fā)生急劇變化時，通常意味著組織在探索式研發(fā)與利用式研發(fā)間的轉換。具體而言，研發(fā)投入在短期內急劇上升時，表明企業(yè)創(chuàng)新戰(zhàn)略重點由利用式研發(fā)向探索式研發(fā)轉換，發(fā)生研發(fā)投入正向跳躍；研發(fā)投入在短期內急劇下降，則表明企業(yè)創(chuàng)新戰(zhàn)略重點由探索式研發(fā)向利用式研發(fā)轉換，發(fā)生研發(fā)投入負向跳躍。

外部環(huán)境是影響企業(yè)成長的重要因素。依據環(huán)境變化調整創(chuàng)新行為進而配置創(chuàng)新資源，為企業(yè)塑造競爭優(yōu)勢提供了可能[23]。在高度動蕩的市場環(huán)境下，消費者偏好變化速度加快，產品需求劇烈動蕩，現(xiàn)有競爭優(yōu)勢被不斷削弱，依靠利用式研發(fā)難以為企業(yè)帶來長期穩(wěn)定的經濟回報[24]。此時，積極探索和識別新機會，在快速獲取市場發(fā)展趨勢及消費者需求變化信息的基礎上，實施探索式研發(fā)并作出研發(fā)投入正向跳躍是企業(yè)建立新競爭優(yōu)勢的有效途徑。在探索式研發(fā)引領下，企業(yè)會主動探索未曾涉足的知識領域，通過積累新知識并與現(xiàn)有知識相結合，不斷擴大自身知識廣度和深度范圍，幫助企業(yè)進入新技術軌道，并將研發(fā)成果轉化為市場所接受的創(chuàng)新產品[20]。綜上所述，本文提出如下假設：

H1：研發(fā)投入正向跳躍正向影響企業(yè)績效。

產品一般需經歷開發(fā)、投入、成長、成熟和衰退階段。產品不同生命周期面臨不同的創(chuàng)新活動，不同創(chuàng)新活動所需研發(fā)投入存在顯著差異[1]。探索式研發(fā)多集中于產品開發(fā)期，需要大量研發(fā)資金投入，而產品投入期之后的利用式研發(fā)所需資金相對較少[1]。新產品由開發(fā)到投入市場再到退出市場所需研發(fā)投入具有階段性特征，通常表現(xiàn)為顯著上升、穩(wěn)定、急劇下降并最終趨向穩(wěn)定[22]。探索式研發(fā)取得階段性成果后，為回籠資金并進一步鞏固當前競爭優(yōu)勢，企業(yè)需將創(chuàng)新注意力由探索式研發(fā)轉向利用式研發(fā)，作出研發(fā)投入負向跳躍，以提升市場競爭力。研發(fā)投入負向跳躍具有利用式研發(fā)特征，是對現(xiàn)有產品和服務進行的研發(fā)活動，實質上是對現(xiàn)有技術的改進和擴展[23]。Kuittinen等[24]認為，利用式研發(fā)是增量式創(chuàng)新行為，其對現(xiàn)有技能、過程與結構加強具有重要意義；Chandrasekaran等[27]通過分析美國190家高新技術企業(yè)調研數據發(fā)現(xiàn)，利用式研發(fā)有助于改善企業(yè)財務績效。綜上所述，本文提出如下假設：

H2：研發(fā)投入負向跳躍正向影響企業(yè)績效。

1.2 高管過度自信的調節(jié)效應

高階梯隊理論認為，企業(yè)是否選擇創(chuàng)新很大程度上取決于高層管理團隊對企業(yè)內外部環(huán)境的感知和評價，受內外部環(huán)境復雜性的影響，管理者不可能對所有現(xiàn)象和事物進行全面認識，即使是視野可觀測內的事物，管理者也只能進行選擇性觀察并作出詮釋[28]。管理者既有認知結構和價值觀決定其對相關信息的解釋力。過度自信作為一種心理上的認知偏差，有效刻畫了個體高估成功概率、低估失敗概率的傾向[29]。已有研究主要從能力、風險、信息等方面定義高管過度自信。其中，在能力方面，過度自信高管傾向于高估自身能力，認為自身能力高于群體平均水平，易將成功歸因于自身能力，將失敗歸因于外部因素[30]。風險方面，過度自信高管傾向于高估投資收益、低估投資風險[31]；信息方面，過度自信高管過高估計自己掌握信息的精確度，易對某些事件發(fā)生的概率判斷過高[32]。

當企業(yè)創(chuàng)新戰(zhàn)略重點由利用式研發(fā)轉向探索式研發(fā)后，若高管存在過度自信，首先會帶給企業(yè)較強的風險承受能力，探索式研發(fā)是一個高風險、高復雜性過程，需要大量資金投入、回報周期長且不確定性高。與傳統(tǒng)理性高管相比，過度自信的高管具有較強的冒險精神[33]，能夠使企業(yè)積極投資于高風險與戰(zhàn)略性并存的創(chuàng)新項目。此外，已有研究發(fā)現(xiàn)，高管過度自信程度較高的企業(yè)，其銷售增長率和資產增長率都保持較高水平[34]，表明高管過度自信有利于提高企業(yè)資源配置效率，進而提升企業(yè)價值[35]。再者，探索式研發(fā)強調企業(yè)管理者以既有知識、技術為基礎，開發(fā)新產品，提供新服務，發(fā)現(xiàn)新客戶。這種研發(fā)方式能夠降低現(xiàn)有產品推廣風險和產品成本，有利于企業(yè)績效提升[36]。同時，探索式研發(fā)往往伴隨著工作方式和業(yè)務流程重組，涉及技術研發(fā)與組織間、項目決策者與研發(fā)人員間溝通協(xié)調等問題。過度自信高管具有較強的目標一致性，更相信自身眼光和能力，更堅定自身選擇，很難受外界影響而改變決策。即使是在研發(fā)項目進展不順、達不到預期效果或出現(xiàn)資金緊張時，過度自信高管也不會輕言放棄，仍能提供必要的人才、資金和政策支持探索式創(chuàng)新活動以保障項目順利開展[37]。綜上所述，本文提出如下假設：

H3：高管過度自信正向調節(jié)研發(fā)投入正向跳躍與企業(yè)績效間的關系。

業(yè)績表現(xiàn)是評價企業(yè)高層管理者經營能力的重要指標，其對薪資待遇和職位變動具有直接影響。作為業(yè)績表現(xiàn)的特殊形式，業(yè)績偏離描述了企業(yè)當期業(yè)績與過往業(yè)績的差距[38]。若企業(yè)當期業(yè)績低于過往業(yè)績，容易加大高管面臨的績效壓力，這種壓力會對高管心理特征及行為表現(xiàn)產生不良影響[39]。業(yè)績低下容易導致高管戰(zhàn)略規(guī)劃能力和經營管理能力難以獲得董事會信任。過度自信高管往往傾向于高估自身能力，對企業(yè)決策權有強烈的控制欲[40]。業(yè)績偏離帶來的離職壓力能夠迫使過度自信高管建立更強烈的防御機制以保障職位安全和薪酬穩(wěn)定[38]。相較于探索式研發(fā)，利用式研發(fā)項目具有投資周期短、收益可預測、安全性較高等優(yōu)勢[1]，投資于可短期獲益的利用式創(chuàng)新項目是高管贏得股東信任和提升職業(yè)競爭力的有效途徑。在此情況下，具有強烈防御動機的過度自信高管更傾向于選擇短期內可為企業(yè)帶來高績效的利用式研發(fā)方案并將其轉化為行動，通過優(yōu)化和完善現(xiàn)有產品、技術與服務提高現(xiàn)有流程效率，并通過降低成本和改善內部管理提高企業(yè)經濟收益[36]。綜上所述，本文提出如下假設：

H4：高管過度自信正向調節(jié)研發(fā)投入負向跳躍與企業(yè)績效間的關系。

綜上所述，本文構建概念模型，如圖1所示。

圖1 概念模型

2 研究設計

2.1 數據來源與樣本選取

本文選取2007—2017年滬深兩市A股制造業(yè)作為初始樣本，主要是由于制造企業(yè)存續(xù)時間長、樣本容量大、財務數據更為完整可靠和透明。在初始樣本的基礎上，對樣本進行如下處理：①剔除金融保險行業(yè)上市公司；②剔除研究變量數據缺失的企業(yè)；③剔除ST、ST*、PT企業(yè)；④剔除非制造類上市企業(yè)；⑤剔除2012年12月31日后上市的企業(yè)，僅保留連續(xù)5年及以上有研發(fā)投入觀測值的樣本；⑥剔除資產負債率超過100%的企業(yè)。經過上述篩選后，最終獲得902家A股上市公司的9 921個觀測值。

本文使用的高管過度自信數據來源于CSMAR數據庫，企業(yè)績效數據來源于CCER數據庫，研發(fā)投資數據和其它變量數據來源于WIND數據庫，缺失數據通過巨潮資訊網和公司年報等渠道進行補充。此外，本文采用Stata15.0軟件進行數據分析和處理。

2.2 變量測量

2.2.1 因變量測量

本文因變量為企業(yè)績效，采用托賓Q值對其進行測量，衡量指標主要包括財務指標和市場指標。其中，財務指標包括ROA(總資產報酬率)、ROE(凈資產報酬率)等，市場指標包括托賓Q值、經濟附加值。財務指標只能反映歷史數據且存在滯后性，無法及時反映企業(yè)績效實際變化情況[41]。托賓Q是前瞻性的業(yè)績指標，能夠反映企業(yè)當前乃至未來的總體價值，且被動披露不易受管理層主觀操縱。為此，本文借鑒Swift[13]和吳建組等[1]的研究，采用托賓Q值衡量企業(yè)績效。托賓Q值為企業(yè)市場價值與資產重置成本之比，資產重置成本用賬面價值測量[42]。若托賓Q>1，表明企業(yè)正在創(chuàng)造經濟價值。另外，考慮到研發(fā)投入—產出具有滯后性，本文參考尚洪濤等(2018)的研究，選擇滯后一期的托賓Q值。

2.2.2 自變量測量

本文自變量為研發(fā)投入跳躍。借鑒Mudambi等[10]和Swift[11]的研究，本文將研發(fā)投入跳躍定義為特定時期內研發(fā)投入偏離歷史趨勢的最大波動幅度，采用學生化殘差絕對值的最大值對其進行測量?？紤]到很多制造業(yè)上市企業(yè)季報中研發(fā)數據缺失，不利于樣本完整和數據分析精準。因此，本文選取2007—2017年研發(fā)投入年度數據計算研發(fā)投入跳躍。具體方法為：①對企業(yè)2007—2017年研發(fā)投入數據取對數并進行一階滯后回歸，得出殘差項eit(stud)(i表示第i個企業(yè)，t表示第t年)；②對時間序列數據eit(stud)進行正態(tài)性檢驗，若eit(stud)滿足正態(tài)分布則進行學生化，得出學生化殘差eit(stud)；③比較時間序列數據eit(stud)，得出企業(yè)學生化殘差值最大值，并取其絕對值，即：eit(max)=max|eit(stud)|。其中，2007≤t≤2017。若max|eit(stud)|中eit(stud)>0，則意味著企業(yè)發(fā)生研發(fā)投入正向跳躍；若max|eit(stud)|中eit(stud)<0，則意味著企業(yè)發(fā)生研發(fā)投入負向跳躍；max|eit(stud)|越大，表明企業(yè)研發(fā)投入跳躍幅度越大；④eit(max)衡量特定時期內，研發(fā)投入與歷史趨勢不符的波動程度。由于eit(max)直接由殘差預測值與總體殘差標準差的比值衡量，故發(fā)生一次或兩次重大研發(fā)投入改變的企業(yè)將得到較大的eit(max)值，而研發(fā)投入穩(wěn)定、多次出現(xiàn)大改變以及處于經常性改變的企業(yè)將得到較小的eit(max)值；⑤為分析研發(fā)投入跳躍對企業(yè)績效的影響，本文借鑒賈慧英等[2]設置新變量(Leap)的研究方法，將發(fā)生研發(fā)投入跳躍的年份及以后年份取值為eit(max)，其它年份取值為0，這一做法使本文能夠直接檢驗研發(fā)平穩(wěn)期突然發(fā)生的跳躍對企業(yè)績效的影響，也將研發(fā)投入預期可能產生的影響排除在外。

2.2.3 調節(jié)變量測量

本文調節(jié)變量為高管過度自信。已有測量高管過度自信的方法主要包括高管持股狀況、主流媒體評價、盈余預告偏差、高管相對薪酬等。Hayward & Hambrick[43]指出，若高管相對企業(yè)內其他管理者薪酬越高，則表明該高管地位越高，控制力越強，越容易過度自信。國內學者文芳和湯四新[44]認為，薪酬激勵對高層管理者自信程度起正向促進作用。基于中國特殊的制度環(huán)境和證券市場實際情況并考慮數據可獲得性，本文借鑒姜付秀等[45]的研究，通過計算薪酬最高的前3名高管薪酬之和除以所有高管薪酬總額的比例作為度量管理者過度自信的指標，該比例越高，說明高管過度自信程度越高。

2.2.4 控制變量測量

本文控制變量包括反映資金轉移支付的政府補貼、反映調整成本的資本密集度、反映治理因素的代理成本和獨立董事規(guī)模、反映高層管理者對未來預期的盈利能力、反映樣本總體特征的資本結構和產權性質、反映組織中能夠被利用閑置資源的冗余資源，變量定義見表1。

表1 變量定義

2.3 實證模型

基于以上分析，本文構建多元回歸模型考察研發(fā)投入跳躍對企業(yè)績效的影響，以對理論部分提出的假設進行實證檢驗。為檢驗研發(fā)投入正向跳躍對企業(yè)績效的影響以及研發(fā)投入負向跳躍對企業(yè)績效的影響，本文分別構建模型(1)和(2)進行假設H1和假設H2檢驗。

Perfi,t=α0+α1Leapupi,t+α2Subi,t+α3CIi,t+α4ACi,t+α5DDSi,t+α6EPSi,t+α7LEVi,t+α8OWNi,t+α9SRi,t+εi,t

(1)

Perfi,t=μ0+μ1Leapdowni,t+μ2Subi,t+μ3CIi,t+μ4ACi,t+μ5DDSi,t+μ6EPSi,t+μ7LEVi,t+μ8OWNi,t+μ9SRi,t+φi,t

(2)

其中，α0為常數項，α1～α9為各變量對企業(yè)績效的回歸系數，εi,t為殘差項。若α1顯著為正，表明研發(fā)投入正向跳躍正向影響企業(yè)績效，假設H1成立。μ0為常數項，μ1～μ9為各變量對企業(yè)績效的回歸系數，φi,t為殘差項。若μ1顯著為正，則表明研發(fā)投入負向跳躍正向影響企業(yè)績效，假設H2成立。

為驗證高管過度自信的調節(jié)作用，本文分別構建模型(3)和模型(4)進行假設H3和H4檢驗。為避免交互項引起的共線性問題，對交互項數據進行中心化處理。

Perfi,t=β0+β1Leapupi,t+β2Overconi,t+β3Leapupi,t×Overconi,t+β4Subi,t+β5CIi,t+β6ACi,t+β7DDSi,t+β8EPSi,t+β9LEVi,t+β10OWNi,t+β11SRi,t+ωi,t

(3)

Perfi,t=η0+η1Leapdowni,t+η2Overconi,t+η3Leapupi,t×Overconi,t+η4Subi,t+η5CIi,t+η6ACi,t+η7DDSi,t+η8EPSi,t+η9LEVi,t+η10OWNi,t+η11SRi,t+φi,t

(4)

其中，β0為常數項，β1～β11為各變量對企業(yè)績效的回歸系數，ωi,t為殘差項。若模型(3)中高管過度自信與研發(fā)投入正向跳躍交互項回歸系數β3顯著且與研發(fā)投入正向跳躍系數β1符號相同，假設H3成立。η0為常數項，η1～η11為各變量對企業(yè)績效的回歸系數，φi,t為殘差項。若模型(4)中高管過度自信與研發(fā)投入負向跳躍交互項回歸系數η3顯著且與研發(fā)投入負向跳躍系數η0符號相同，則假設H4成立。

3 實證結果分析

3.1 描述性統(tǒng)計分析

表2給出變量描述性統(tǒng)計結果。Perf均值為2.183，最大值為22.540，最小值為0.131，說明制造業(yè)總體呈現(xiàn)盈利狀況且企業(yè)間績效存在較大差異。Leapup、Leapdown最小值和中位數為0，Leapup最大值為2.212，Leapdown最大值為2.230，說明制造型企業(yè)研發(fā)投入正向跳躍和負向跳躍二者間跳躍幅度差異不大，但同類型跳躍企業(yè)跳躍差異顯著。 Overcon均值為0.450，說明樣本中高管自信水平較高，對企業(yè)生產運營和未來發(fā)展有良好預期。Sub最小值和最大值分別為-1.386和12.600，說明樣本企業(yè)得到政府補貼額度差異顯著，政府補貼并非等額補貼模式。CI均值為0.241，標準差為0.142，說明樣本企業(yè)資本密集度較高且企業(yè)間存在顯著差異。AC均值為2.666，標準差為6.007，說明樣本企業(yè)代理成本差異顯著且成本較大。DDS均值為0.370，樣本中獨立董事占比為37.000%，符合證監(jiān)會對獨立董事占比不低于1/3的要求。EPS均值為0.418，標準差為0.648，說明樣本企業(yè)間績效差異較大。LEV均值為0.422，說明樣本企業(yè)負債融資較多。OWN均值為0.371，說明樣本中37.3%的企業(yè)為國有控股企業(yè)。SR均值為2.621，標準差為3.125，說明樣本企業(yè)閑置資源差異較大。

表2 描述性統(tǒng)計結果

3.2 相關性分析

表3給出變量間相關系數。Leapup、 Leapdown與Perf相關系數分別為0.105、0.115，在1%水平上顯著，初步驗證了本文假設。Overcon與Perf相關系數為0.115，在1%水平上顯著，說明高管自信水平高的企業(yè)，績效表現(xiàn)較好。各變量間相關系數都小于0.700，說明變量間不存在嚴重的多重共線性問題。進一步，本文對回歸模型解釋變量進行方差膨脹因子(VIF)檢驗，各解釋變量的VIF值均小于2.0，因此變量間不存在多重共線性問題。

表3 Pearson相關系數分析結果

注：***為p<0.010，**為p<0.050，*為p<0.100，下同

3.3 回歸結果分析

3.3.1 研發(fā)投入跳躍與企業(yè)績效

表4給出研發(fā)投入跳躍對企業(yè)績效的OLS回歸結果。模型1和模型2利用式(1)檢驗研發(fā)投入正向跳躍對企業(yè)績效的影響，其中模型1僅控制了控制變量，模型2在模型1的基礎上加入研發(fā)投入正向跳躍變量。模型2結果顯示，研發(fā)投入正向跳躍回歸系數為0.312，在1%顯著性水平上顯著為正，表明在控制其它可能影響企業(yè)績效因素的前提下，研發(fā)投入正向跳躍正向顯著影響企業(yè)績效，假設H1得到驗證。模型3和模型4利用式(2)檢驗研發(fā)投入負向跳躍對企業(yè)績效的影響。其中，模型3僅控制了控制變量，模型4在模型3的基礎上加入研發(fā)投入負向跳躍變量。模型4結果顯示，研發(fā)投入負向跳躍回歸系數為0.321，在1%顯著性水平上顯著為正，說明研發(fā)投入負向跳躍正向顯著影響企業(yè)績效，假設H2得到驗證。

就研發(fā)投入正向跳躍組控制變量而言，政府補貼系數顯著為負，可能原因在于為獲得更多政府補貼，企業(yè)會采取尋租行為，而尋租活動會占用企業(yè)人力、物力，造成企業(yè)成本增加并限制企業(yè)發(fā)展。資本密集度系數顯著為正，可能源于資本密集度越高的企業(yè)其資產收益率或利潤率越高，同時資本密集度高的企業(yè)勞動效率也更高。研發(fā)投入負向跳躍組獨立董事規(guī)模系數顯著為正，因為獨立董事往往是某一領域的專家，有扎實的專業(yè)知識和實踐經驗，獨立董事規(guī)模擴大有助于消除兩權分離，進而提升企業(yè)績效。此外，資本結構系數在兩組中皆顯著為負，原因在于過度負債會導致企業(yè)資金運轉被動，加大企業(yè)財務風險，使企業(yè)陷入財務困境，從而降低企業(yè)績效。冗余資源系數顯著為負，這是因為委托代理問題的存在導致管理者會根據自身利益處置冗余資源，使企業(yè)難以處于最優(yōu)運營狀態(tài)，導致企業(yè)績效低下。

綜上所述，研發(fā)投入負向跳躍、正向跳躍與企業(yè)績效顯著正相關，表明研發(fā)投入跳躍有利于提升企業(yè)績效，研發(fā)投入跳躍幅度越高，對企業(yè)績效促進作用越大。這就意味著，創(chuàng)新戰(zhàn)略重點聚焦于探索式研發(fā)和利用式研發(fā)，有利于企業(yè)獲取新市場競爭優(yōu)勢并鞏固現(xiàn)有競爭力。

表4 研發(fā)投入跳躍與企業(yè)績效回歸結果

注：括號內數據為t值，下同

3.3.2 高管過度自信的調節(jié)作用

過度自信高管具有冒險精神，認為可以勝任挑戰(zhàn)大、風險高的工作，容易高估投資收益、低估投資風險[31]。表5給出高管過度自信調節(jié)研發(fā)投入跳躍與企業(yè)績效間關系的回歸結果。從中可見，研發(fā)投入正向跳躍顯著正向影響企業(yè)績效。模型6在模型5基礎上加入高管過度自信與研發(fā)投入正向跳躍的交互項?；貧w結果顯示，高管過度自信與研發(fā)投入正向跳躍交互項回歸系數為1.258，在1%顯著性水平上顯著為正，說明高管過度自信對研發(fā)投入正向跳躍與企業(yè)績效間關系具有顯著正向調節(jié)作用，假設H3得到驗證。模型7回歸結果表明，研發(fā)投入負向跳躍顯著正向影響企業(yè)績效。模型8在模型7基礎上加入高管過度自信與研發(fā)投入負向跳躍的交互項?；貧w結果顯示，高管過度自信與研發(fā)投入負向跳躍交互項的回歸系數為0.634，在1%顯著性水平上顯著為正，說明高管過度自信顯著正向調節(jié)研發(fā)投入負向跳躍與企業(yè)績效間的關系，假設H4得到驗證。另外，為進一步檢驗高管過度自信對研發(fā)投入正向跳躍、負向跳躍與企業(yè)績效關系的調節(jié)作用，同時考慮到變量數值特征，本文以高管過度自信均值為分組標準，繪制高管過度自信調節(jié)效應圖，見圖2。由圖2可知，與低過度自信高管相比，高過度自信高管對企業(yè)績效的正向影響作用更強。

綜合分析高管過度自信對研發(fā)投入正向跳躍、負向跳躍與企業(yè)績效間關系的調節(jié)作用可以看出，高管過度自信正向調節(jié)研發(fā)投入跳躍與企業(yè)績效間的關系。這一研究揭示了高管過度自信程度對企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新效率的影響，有利于企業(yè)進一步理解管理者非理性特征對研發(fā)創(chuàng)新戰(zhàn)略轉換的影響，進而促進企業(yè)績效提升。

表5 高管過度自信調節(jié)效應回歸結果

圖2 高管過度自信調節(jié)效應

3.4 穩(wěn)健性檢驗

研發(fā)投入跳躍與企業(yè)績效間也可能存在反向因果關系，針對這一內生性問題，前文通過兩方面研究設計已經得到部分解決:一方面，研發(fā)投入—產出具有滯后性，本文選擇滯后一期的托賓Q值；另一方面，本文選擇固定效應模型，一定程度上能夠緩解因變量遺漏而產生的內生性問題。為更有效地解決內生性問題并驗證實證結論的穩(wěn)健性，本文通過替換因變量測量指標、對所有制類型和區(qū)域分布進行分組回歸進行處理。

3.4.1 因變量其它度量指標回歸結果

為提高前文檢驗結果的可靠性，本文借鑒李海東等[48]的研究，運用市場價值(MV)測量企業(yè)績效，市場價值由股票市值反映，股票市值能夠準確體現(xiàn)公司經營績效。雖然股票價格處于波動狀態(tài)，但在一定程度上能夠反映投資者對企業(yè)當前和未來一段時間內績效的認可。模型9～模型11為研發(fā)投入正向跳躍組回歸結果。其中，模型9僅控制了控制變量，模型10在模型9的基礎上加入研發(fā)投入正向跳躍變量。結果顯示，研發(fā)投入正向跳躍回歸系數為0.370，在1%顯著水平上通過檢驗，假設H1得到驗證。模型11在模型10的基礎上加入高管過度自信與研發(fā)投入正向跳躍的交互項。結果顯示，高管過度自信與研發(fā)投入正向跳躍交互項系數為0.370，在1%水平上顯著為正，假設H3得到驗證。

模型12～模型14為研發(fā)投入負向跳躍組回歸結果。其中，模型13在模型12的基礎上加入研發(fā)投入負向跳躍變量，結果顯示，研發(fā)投入負向跳躍回歸系數為0.372，在1%顯著水平上通過檢驗，假設H2得到驗證。模型14在模型13基礎上加入高管過度自信與研發(fā)投入負向跳躍的交互項，回歸結果顯示，高管過度自信與研發(fā)投入負向跳躍交互項系數為0.169，在10%水平上顯著為正，假設H4得到驗證?；谝陨匣貧w結果，采用市場價值與采用托賓Q值作為企業(yè)績效測量指標的回歸基本一致，表明本文研究結論穩(wěn)健可靠。

表6 市場價值為因變量的穩(wěn)健性檢驗結果

3.4.2 基于所有制類型的分組比較回歸結果

現(xiàn)有研究表明，所有制類型不同，企業(yè)技術水平、管理效率和創(chuàng)新績效具有顯著差異性。不同所有制類型企業(yè)研發(fā)投入跳躍與企業(yè)績效間關系以及高管過度自信的調節(jié)作用存在差異。本文根據企業(yè)登記注冊類型對企業(yè)進行分類，將樣本企業(yè)分為國企和非國企兩組。模型15～模型18為國有企業(yè)回歸結果，模型19～模型22為非國有企業(yè)回歸結果。模型15和模型19回歸結果顯示，國企與非國企研發(fā)投入正向跳躍系數分別為0.176和0.414，均在1%顯著水平上通過檢驗，表明兩組企業(yè)研發(fā)投入正向跳躍正向顯著影響企業(yè)績效，再次驗證假設H1。模型17和模型21回歸結果顯示，國企與非國企研發(fā)投入負向跳躍系數分別為0.208和0.378，均在1%顯著水平上顯著為正，表明兩組企業(yè)研發(fā)投入負向跳躍正向顯著影響企業(yè)績效，再次驗證假設H2。

為進一步驗證高管過度自信的調節(jié)作用，模型16和模型20在模型15和模型19的基礎上加入高管過度自信與研發(fā)投入正向跳躍的交互項?；貧w結果顯示，國企、非國企研發(fā)投入正向跳躍與高管過度自信交互項系數分別為0.542和1.579，分別在5%和1%水平上顯著為正，表明高管過度自信正向調節(jié)研發(fā)投入正向跳躍與企業(yè)績效間的關系，再次驗證假設H3。模型18和模型22加入高管過度自信與研發(fā)投入負向跳躍的交互項，回歸結果顯示，國企、非國企研發(fā)投入負向跳躍與高管過度自信交互項系數分別為0.822和0.391，分別在5%和10%水平上顯著為正，表明高管過度自信正向調節(jié)研發(fā)投入負向跳躍與企業(yè)績效間的關系，再次驗證假設H4。基于以上分析，不同所有制類型企業(yè)回歸結果與前文基本一致，表明本文研究結論基本穩(wěn)健可靠。

4 結語

4.1 研究結論

本文以間斷平衡理論和高階梯隊理論為基礎，利用2007-2017年中國滬深兩市制造企業(yè)數據，實證檢驗研發(fā)投入正向跳躍、負向跳躍對企業(yè)績效的影響以及高管過度自信對上述關系的調節(jié)作用。結果表明，研發(fā)投入正向跳躍和負向跳躍均有助于企業(yè)績效提升，高管過度自信正向調節(jié)研發(fā)投入跳躍與企業(yè)績效間的關系。替換企業(yè)績效測量指標并對不同所有制類型和區(qū)域分布企業(yè)進行分組回歸分析等穩(wěn)健性檢驗，結果進一步驗證了本文假設。

表7 研發(fā)投入跳躍對企業(yè)績效的影響：基于企業(yè)所有制的分組回歸結果

4.2 貢獻

本文理論貢獻在于：①已有研究缺乏對研發(fā)投入跳躍影響企業(yè)績效相關路徑的深入探討。基于間斷平衡理論，本文實證發(fā)現(xiàn)研發(fā)投入正向跳躍、負向跳躍均有利于企業(yè)績效改善。本文明確了研發(fā)投入正向跳躍和負向跳躍影響企業(yè)績效的基本方向和路徑，豐富了間斷平衡理論研究；②已有研究主要探討高管過度自信對企業(yè)決策的影響，忽視了研發(fā)投入跳躍階段管理者個體心理及行為特征對研發(fā)投入跳躍與企業(yè)績效關系的權變影響?；诟唠A梯隊理論，從研發(fā)投入跳躍階段管理者個體心理及行為特征出發(fā)，實證發(fā)現(xiàn)高管過度自信心理特征會導致研發(fā)投入跳躍對企業(yè)績效影響的差異性，本文豐富了過度自信情境理論研究，同時也為企業(yè)研發(fā)管理、創(chuàng)新治理及人力資源管理提供了重要參考。

4.3 啟示

本文對企業(yè)管理實踐有以下啟示：①適時選擇和動態(tài)調整創(chuàng)新平衡戰(zhàn)略。企業(yè)應認識到探索式研發(fā)和利用式研發(fā)間斷平衡有助于提升企業(yè)績效，當現(xiàn)有競爭優(yōu)勢難以滿足未來競爭要求時，應將創(chuàng)新戰(zhàn)略重點轉移到探索式研發(fā)上，不斷開發(fā)新產品、開辟新細分市場、發(fā)展新分銷渠道，以塑造新競爭優(yōu)勢。當新競爭優(yōu)勢形成后，企業(yè)應將創(chuàng)新戰(zhàn)略重點轉移到利用式研發(fā)上，更新現(xiàn)有知識、改善已有產品、提供優(yōu)質服務，以增加當前利潤，進一步鞏固和強化企業(yè)競爭優(yōu)勢；②重視高管心理特征的影響。企業(yè)應將管理者過度自信等心理特征納入高管聘任和管理過程中，通過優(yōu)化企業(yè)決策機制，規(guī)范決策流程，發(fā)揮高管自信等管理者心理特質對企業(yè)創(chuàng)新管理及績效提升的潛在促進作用。

4.4 不足與展望

本文仍具有一定的局限性：①主要研究對象為滬深A股制造企業(yè)，尚未研究創(chuàng)新能力較強的高新技術企業(yè)；②未考慮經常性研發(fā)投入跳躍對企業(yè)績效的影響，未來研究可考慮研發(fā)投入跳躍次數對企業(yè)績效的影響；③采用薪酬最高的前3名高管薪酬之和與所有高管薪酬總額的比例作為度量管理者過度自信的指標，未來研究還應使用多種替代變量測量高管過度自信，以進一步提高結果穩(wěn)健性；④研發(fā)投入跳躍與企業(yè)績效間作用機理可能是通過某些潛在中介變量實現(xiàn)的，未來研究有必要引入合適的中介變量，進一步打開研發(fā)投入跳躍與企業(yè)績效間關系的“黑箱”。