谷秀娟　趙家未

【摘 要】 創(chuàng)新能力是企業(yè)核心競爭力的關鍵指標，企業(yè)訴訟是企業(yè)經營逃不開的話題，企業(yè)訴訟是否會影響企業(yè)創(chuàng)新產出值得關注?；谖覈鲜泄?007—2018年的數據，檢驗企業(yè)訴訟對企業(yè)創(chuàng)新產出的作用以及這種作用在不同環(huán)境下的異質性。結果發(fā)現：企業(yè)訴訟會促進企業(yè)發(fā)明申請專利數量，這種促進作用在民營企業(yè)中更加突出，企業(yè)訴訟會抑制企業(yè)的研發(fā)投入，且抑制作用在國有企業(yè)中更加明顯，進一步研究發(fā)現，融資約束弱化了企業(yè)訴訟與創(chuàng)新產出數量之間的關系，且在民營企業(yè)中更加顯著;相比于注重聲譽的企業(yè)，不注重聲譽的企業(yè)中企業(yè)訴訟對創(chuàng)新產出的影響更加顯著。當改變估計模型進行檢驗后，結論依然得到驗證。

【關鍵詞】 企業(yè)訴訟; 融資約束; 創(chuàng)新產出; 聲譽機制

【中圖分類號】 F275;F273.1? 【文獻標識碼】 A? 【文章編號】 1004-5937（2022）01-0074-08

一、引言

創(chuàng)新是企業(yè)生命活力的源泉。企業(yè)想要在知識經濟時代趕超競爭對手，滿足不同客戶的需求，維持企業(yè)長期穩(wěn)定發(fā)展，離不開自主創(chuàng)新能力。企業(yè)的創(chuàng)新能力受到多種因素不同領域的影響，以往的研究大多聚焦于管理學角度、公司財務狀況、市場因素等經濟因素，很少將企業(yè)創(chuàng)新能力與法律因素結合考慮，但隨著金融市場的日漸完善，企業(yè)經營更加合規(guī)合法，越來越多的企業(yè)更愿意運用法律手段捍衛(wèi)自身合法權益。這也使得公司經營與法律法規(guī)的聯系更加緊密。有些學者研究了企業(yè)專利訴訟與創(chuàng)新產出的關系，得到滿意的結論，但侵權專利訴訟僅占據企業(yè)訴訟的很小一部分。本文試圖探討企業(yè)訴訟中占絕大多數的民事訴訟對企業(yè)創(chuàng)新產出的影響，主要包括合同糾紛、貸款糾紛、欠款糾紛等涉案金額較大，且訴訟頻數較高的企業(yè)糾紛。

近年來，很多學者關注了融資約束與企業(yè)創(chuàng)新之間的關系。融資方式可分為內部融資與外部融資，經典財務理論認為，在完美的資本市場中兩者可以相互替代，但現實中的代理問題和信息不對稱都會造成外部融資成本高于內部融資。內部融資的途徑有很多，企業(yè)通過法律訴訟方式追回貸款和欠款，獲取充足的現金流也是其中一種手段，從這種意義上說企業(yè)訴訟緩解了企業(yè)的融資約束問題，進而影響企業(yè)創(chuàng)新產出。

企業(yè)訴訟同樣面臨著聲譽問題，在儒家文化的影響下，走法律程序往往是企業(yè)的最后底牌，糾紛雙方更愿意通過洽談的方式解決爭端。因為法律訴訟往往需要耗費大量的人力、物力、財力，破壞了企業(yè)間的信任，對雙方的合作造成了影響，除此之外，官司纏身的企業(yè)會影響投資者和其他供應商對其信譽判斷，對公司聲譽造成惡劣影響。隨著法治體系的不斷優(yōu)化完善，企業(yè)運用法律手段維護金融市場正常秩序，促進金融市場良性發(fā)展，同時給予那些不遵守游戲規(guī)則的人懲罰，會得到同類企業(yè)的尊重和贊賞，也是企業(yè)維護市場秩序，承擔社會責任的體現。

二、理論分析與研究假設

（一）企業(yè)訴訟與企業(yè)創(chuàng)新產出

綜合法學理論與企業(yè)理論，公司訴訟是現代企業(yè)制度下特定主體違反具體公司法律制度規(guī)定的義務而引發(fā)的一類民事訴訟。企業(yè)創(chuàng)新則是決定企業(yè)發(fā)展方向、企業(yè)規(guī)模和企業(yè)發(fā)展速度的關鍵因素。若分析兩者之間通過何種方式建立聯系存在一定困難，因為企業(yè)訴訟是宏觀層面法律對企業(yè)合法權益的保護，對企業(yè)創(chuàng)新的影響機制尚存在分歧，且企業(yè)訴訟會因企業(yè)規(guī)模、企業(yè)性質和產業(yè)領域等的不同而表現出異質性。企業(yè)訴訟面臨著巨大的不確定性，迫使部分企業(yè)暫停研發(fā)投入，間接影響公司股價。除此之外，企業(yè)訴訟所面臨的外部環(huán)境和輿論變化也會影響企業(yè)形象和聲譽。就投資者而言，會因企業(yè)面臨訴訟風險而對企業(yè)產生消極預期，嚴重時會影響企業(yè)的正常經營。反過來，企業(yè)通過法律維護正當權益，以原告的身份參與企業(yè)訴訟，恰恰能說明企業(yè)的合規(guī)經營。

綜合以上研究，企業(yè)訴訟對企業(yè)創(chuàng)新產出的影響尚未形成一致的觀點，而國內外學者對于企業(yè)訴訟與創(chuàng)新產出之間的關系研究大多集中在專利侵權訴訟與企業(yè)創(chuàng)新且并未得出一致的結論。肖冰等[1]從理論層面分析了專利侵權訴訟對于企業(yè)股票市值、商譽和創(chuàng)新投入的影響，以及企業(yè)創(chuàng)新對企業(yè)實體性和程序性的影響，認為知識產權保護與企業(yè)創(chuàng)新是相互作用、相互影響的關系。張杰等[2]利用工業(yè)企業(yè)統(tǒng)計數據從微觀層面得出知識產權保護與企業(yè)創(chuàng)新投入之間呈現倒U型關系，且這種關系在國有企業(yè)與民營企業(yè)之間呈現出異質性。許可等[3]以深圳民事數據為樣本研究發(fā)現，相比于國有企業(yè)，外資企業(yè)與港澳臺企業(yè)在知識產權訴訟中表現更佳。潘越等[4]研究發(fā)現，專利侵權訴訟對被告和原告的企業(yè)創(chuàng)新均具有促進作用，對原告樣本進一步研究發(fā)現，企業(yè)訴訟會對行業(yè)領導者產生促進作用，對行業(yè)追隨者產生抑制作用。史宇鵬等[5]研究發(fā)現，企業(yè)的知識產權侵權程度會抑制企業(yè)研發(fā)投入，且這種抑制性在非國有企業(yè)中表現更加顯著?；谝陨戏治?，本文提出假設1a、假設1b。

H1a：企業(yè)訴訟會促進企業(yè)的創(chuàng)新產出;

H1b：企業(yè)訴訟會抑制企業(yè)的創(chuàng)新投入。

（二）企業(yè)訴訟、融資約束與企業(yè)創(chuàng)新產出

相比于研發(fā)投入，企業(yè)更加關心企業(yè)的創(chuàng)新產出數量，也即企業(yè)申請的發(fā)明數量，但融資約束如何影響企業(yè)訴訟與創(chuàng)新產出的關系，還需要進一步討論。

學界關于融資約束與企業(yè)創(chuàng)新的研究主要存在兩種觀點，其中一種觀點認為融資約束會促進企業(yè)創(chuàng)新產出，根據丹尼爾和阿莫斯提出的展望理論，人們的決策取決于期望和結果之間的差距，而不是結果本身。兩人的主要觀點為人們在獲利時多大為風險厭惡者，在面臨重大不確定性與損失時，大多為風險偏好者，而損失和獲利是根據自身的預期與結果的差距而言的，改變不同的參照點，對其損失和獲利的判斷是不同的。前文提到當企業(yè)面臨訴訟時，也意味著企業(yè)在承受著巨大的不確定性，根據展望理論，此時企業(yè)成為風險偏好者的概率更大。當企業(yè)面臨融資約束且未來預期業(yè)績下降時，企業(yè)更加愿意成為一名冒險家，承擔更大的風險，投資于目標遠大的創(chuàng)新項目。

另一種觀點認為，融資約束會抑制企業(yè)的創(chuàng)新產出。學者普遍認為，融資約束是影響企業(yè)創(chuàng)新的重要因素，且融資約束對企業(yè)創(chuàng)新投入具有抑制作用。翟淑萍等[6]通過構建高新技術企業(yè)的融資約束指標，實證結果表明融資約束越高的企業(yè)創(chuàng)新投入越低。喬建偉[7]選取創(chuàng)業(yè)板上市公司為樣本，研究融資類型和期限對于創(chuàng)新產出的影響，結果發(fā)現融資決策與創(chuàng)新產出高度相關，且外源融資與內源融資對企業(yè)創(chuàng)新產出的影響呈現異質性。王衛(wèi)星等[8]以民營企業(yè)為研究視角，實證發(fā)現不同企業(yè)效率下融資對創(chuàng)新產出具有不同的作用，低效率企業(yè)其融資方式均與企業(yè)創(chuàng)新產出顯著負相關。通過以上分析，給出以下兩個競爭性假設。

H2a：融資約束強化了企業(yè)訴訟與創(chuàng)新產出之間的關系;

H2b：融資約束弱化了企業(yè)訴訟與創(chuàng)新產出之間的關系。

三、研究設計

（一）樣本選取與數據來源

本文選取2007—2018年上市公司數據為研究樣本，被解釋變量——企業(yè)創(chuàng)新來自于萬德數據庫，控制變量和解釋變量均來自于國泰安數據庫。根據證監(jiān)會2012行業(yè)分類剔除了金融業(yè)上市公司與ST公司，為了避免缺漏值和離群值對研究的影響，對主要被解釋變量、調節(jié)變量和控制變量進行了1%的縮尾處理，對部分數值較大的控制變量進行取自然對數的處理。實證研究使用STATA 14進行相關分析。

（二）變量設計

1.被解釋變量。本文借鑒王姝勛等[9]和劉志雄[10]對企業(yè)創(chuàng)新產出的研究經驗，選取了專利產出、專利申請數和創(chuàng)新投入三個維度考察企業(yè)創(chuàng)新產出。我國的專利類型分為發(fā)明專利、實用新型專利和外觀設計專利，其中外觀設計專利技術含量不高，故在計算專利產出變量（Patent12）時并沒有計算在內，這與目前國內外研究文獻是一致的。專利申請數（Patent）度量使用企業(yè)在某一年申請的發(fā)明數量，遵循現有文獻的做法，均采用加一取自然對數的方式計算得到。參照潘越等[4]的研究方式，選取研發(fā)投入占營業(yè)收入的比例（Inno）作為創(chuàng)新投入的度量變量。

2.解釋變量。本文主要研究企業(yè)訴訟與否對企業(yè)創(chuàng)新產出的影響，和以往的研究不同，本文的解釋變量——是否訴訟（SS）采用啞變量度量，因企業(yè)金額相對較小且觀察值相對較少的涉案緣由和司法狀態(tài)相互對應，所以按照事件所處的司法狀態(tài)、涉案金額和涉案緣由，僅保留訴訟狀態(tài)為裁決、已受理、審理中和結案的數據，對當年有訴訟的取值為1，否則為0。

3.調節(jié)變量與控制變量。以融資約束為調節(jié)變量，本文并未選取學者們普遍采用的KZ指數和SA指數等復合指標，因為Charles et al.[11]研究發(fā)現，這種復合指數容易在研究時產生共線性等問題，而且與我國上市公司企業(yè)運營基本情況不符，因此借鑒劉志雄[10]的研究方式，按照利息支出和固定資產的比值（FC）來衡量企業(yè)的融資約束?？刂谱兞窟x取了托賓值、企業(yè)規(guī)模、企業(yè)年齡、第一大股東持股比例、財務杠桿和商譽等。本文認為企業(yè)訴訟會影響到企業(yè)的聲譽，所以選擇企業(yè)商譽作為控制變量，商譽雖然不是可辨認資產，但在一定程度上反映了企業(yè)在長期經營過程中累積的聲譽。

主要的變量定義如表1所示。

（三）模型設計

通過構建模型1和模型2檢驗企業(yè)訴訟對企業(yè)創(chuàng)新產出和創(chuàng)新投入的影響。

Patent12，=α+αSS，+∑αControl，，+Year+Indu-

stry+ε? ? （1）

Inno，=α+αSS，+∑αControl，，+Year+Industry+ε

（2）

其中，Patent12為企業(yè)i在t年的發(fā)明和實用專利數量之和，Inno為企業(yè)創(chuàng)新投入，SS為主要解釋變量是否訴訟，Controls代表全部控制變量，時間變量和行業(yè)變量分別用Year和Industry表示，ε表示隨機擾動項。

構建模型3以描述融資約束對企業(yè)訴訟與企業(yè)創(chuàng)新產出關系的調節(jié)作用。

Patent，=β+βSS，+βFC，+βSS×FC，+

∑βControl，，+Year+Industry+ε （3）

模型3與模型1的被解釋變量與主要解釋變量均相同，其中，β為回歸系數，在模型3中加入了融資約束（FC）和融資約束與企業(yè)訴訟的交互項（SS×FC）考察融資約束的作用，也加入了時間變量和行業(yè)變量，以控制兩者可能帶來的影響。

（四）描述性統(tǒng)計

表2給出了主要變量的描述性統(tǒng)計。企業(yè)創(chuàng)新投入的最小值為0，最大值為151.61，顯示出不同企業(yè)之間的企業(yè)創(chuàng)新投入還是存在顯著差異的。企業(yè)年齡最小值為3年，最大值為28年，其中25百分位為10年，50百分位為16年，75百分位為23年，能夠看出企業(yè)年齡分布比較合理。商譽的最小值為0，最大值為23.476，顯示了不同企業(yè)的商譽存在顯著差異，從一定程度上反映出不同企業(yè)的聲譽不同。

四、實證結果分析

（一）企業(yè)訴訟與創(chuàng)新產出

表3報告了企業(yè)訴訟與創(chuàng)新產出的基準回歸結果，表中模型1和模型2沒有控制時間和行業(yè)虛擬變量，模型3和模型4控制了時間和行業(yè)虛擬變量，在模型2和模型4中加入了是否訴訟的啞變量作為解釋變量，結果對比顯示，在不控制時間和行業(yè)效應時企業(yè)訴訟對企業(yè)創(chuàng)新產出具有正向的促進作用，且促進效果顯著，這種顯著性在控制了行業(yè)和實踐效應之后依舊保持在原有顯著性水平，只是企業(yè)訴訟的系數下降了一些，從之前的0.142變?yōu)?.131。模型5在前面的基礎上加入了企業(yè)性質的虛擬變量，發(fā)現企業(yè)性質對企業(yè)創(chuàng)新產出的影響十分顯著，此時的企業(yè)訴訟變量在顯著性和系數差異上并沒有顯著變化;模型6和模型7分別為國有企業(yè)和民營企業(yè)的回歸結果，從結果來看，國有企業(yè)中企業(yè)訴訟對創(chuàng)新產出的影響變得不再顯著，而民營企業(yè)的系數和全樣本比起來稍有下降，顯著性也從原來的1%降為5%。實證結果表明：企業(yè)訴訟對企業(yè)創(chuàng)新產出具有正向的促進作用，且這種促進作用在民營企業(yè)中更加顯著。

在衡量企業(yè)創(chuàng)新方面，上面使用企業(yè)創(chuàng)新產出作為被解釋變量，反映企業(yè)訴訟對企業(yè)某一年專利產出數量（Patent12）的影響，結果顯著。若將企業(yè)創(chuàng)新投入作為衡量企業(yè)創(chuàng)新產出的解釋因素，得到的回歸結果如表4所示。和專利產出數數量的研究方式相同，模型1和模型2為不控制時間和行業(yè)的影響效應回歸結果，模型3和模型4為控制時間行業(yè)虛擬變量的回歸結果，模型2和模型4加入了企業(yè)訴訟的啞變量。結果顯示當被解釋變量為創(chuàng)新投入時，企業(yè)訴訟的回歸系數顯著為負，即企業(yè)訴訟抑制了企業(yè)研發(fā)投入，這種結果的可能解釋為企業(yè)在面臨訴訟時會對企業(yè)的現金流和股票市場產生負面效應，企業(yè)為了穩(wěn)定股價和市場，增加更多的現金流而選擇將資金投入較高且研發(fā)周期較長的創(chuàng)新產出暫時擱置，即減少了創(chuàng)新投入。模型5加入了企業(yè)性質變量，模型6和模型7分別為國有企業(yè)和民營企業(yè)回歸結果，從回歸結果可以看出，企業(yè)訴訟對企業(yè)創(chuàng)新投入的抑制作用在國有企業(yè)中更加顯著，且這種抑制性比全樣本回歸更加明顯。

從回歸結果來看，企業(yè)訴訟對企業(yè)創(chuàng)新產出的影響會根據被解釋變量的選取不同而表現出異質性，當企業(yè)創(chuàng)新產出以發(fā)明申請的專利數量來衡量時，企業(yè)訴訟表現為促進作用，且這種促進作用在民營企業(yè)中表現為更顯著。當企業(yè)研發(fā)投入意愿受到企業(yè)訴訟的影響時，選用研發(fā)投入與營業(yè)收入的比值作為被解釋變量，企業(yè)訴訟對研發(fā)投入的影響則表現為顯著的抑制性，且這種抑制作用在國有企業(yè)中表現更加顯著。故企業(yè)訴訟對企業(yè)產出的影響相對復雜多變，當企業(yè)對研發(fā)的側重點不同時企業(yè)訴訟對創(chuàng)新產出的作用表現出不同的效果。

（二）企業(yè)訴訟、融資約束與企業(yè)創(chuàng)新

為進一步厘清企業(yè)訴訟對創(chuàng)新產出的影響，根據相關理論加入融資約束（FC）與企業(yè)訴訟兩者的交互項（SS×FC），且企業(yè)性質與企業(yè)聲譽都會對企業(yè)訴訟的影響效果產生影響，不同的企業(yè)性質下企業(yè)訴訟對創(chuàng)新產出的影響已在前文得到證實，而企業(yè)聲譽也是影響企業(yè)訴訟效果的重要因素，故在回歸時控制了企業(yè)性質和企業(yè)聲譽，因本文更加關注企業(yè)創(chuàng)新產出而非創(chuàng)新投入，故在進一步研究時只關注企業(yè)創(chuàng)新產出的融資約束問題，其回歸結果如表5。

當以專利產出（Panent12）作為被解釋變量進行回歸時，在融資約束的情況下企業(yè)訴訟對創(chuàng)新產出的影響依舊為正，具體來說，（1）列、（3）列和（5）列回歸系數在1%的水平上顯著為正，從側面顯示了主回歸結果的穩(wěn)定性。

當考慮融資約束交互項對企業(yè)創(chuàng)新產出的影響，在全樣本條件下，融資約束的交互項顯著為負，而企業(yè)訴訟變量顯著為正，說明融資約束弱化了企業(yè)訴訟對企業(yè)創(chuàng)新產出的影響?？紤]不同企業(yè)性質下融資約束的調節(jié)作用，在民營企業(yè)中融資約束的交互項系數為-1.255，且在5%的水平上顯著，與此同時企業(yè)訴訟的系數也顯著為正，說明融資約束弱化了企業(yè)訴訟與創(chuàng)新產出意愿，而國有企業(yè)的交互項系數只在10%水平上顯著，說明與國有企業(yè)相比，民營企業(yè)中融資約束的調節(jié)作用更加顯著。按照企業(yè)商譽大小劃分企業(yè)聲譽，可分為企業(yè)注重聲譽與不注重聲譽，對于注重聲譽的企業(yè)，企業(yè)訴訟對創(chuàng)新產出的影響較小，可能的原因是因為對于聲譽良好的企業(yè)，其企業(yè)現金流與企業(yè)盈余資金較多，同時聲譽良好的企業(yè)規(guī)模普遍較大，對于科研投入的資金普遍比較充裕，不需要企業(yè)訴訟得來的資金來補充創(chuàng)新投入，融資約束問題相對較小[12]。而不注重聲譽的企業(yè)面臨較大的融資約束，融資約束的交互項弱化企業(yè)訴訟對創(chuàng)新產出的影響效應十分顯著。

（三）穩(wěn)健性檢驗

從理論上來說，企業(yè)訴訟與企業(yè)創(chuàng)新產出并無因果關系，企業(yè)訴訟是企業(yè)為了維護其正當利益與合法權益而使用的法律手段，企業(yè)創(chuàng)新產出則是企業(yè)出于長遠考慮而做出的經營決策問題，并不會受到企業(yè)是否訴訟的影響，故考慮是否為估計方法出現了問題，所以本文在變更估計方法之后對企業(yè)訴訟與企業(yè)創(chuàng)新產出之間的關系重新估量，以驗證結論的穩(wěn)定性。

因核心被解釋變量是否訴訟為啞變量，所以計量模型選取了穩(wěn)健型的懷特估計、Tobit模型、二值選擇模型和工具變量法估計作為穩(wěn)健性檢驗模型。其中工具變量法中選擇企業(yè)商譽和企業(yè)年齡作為工具變量，通過模型檢驗所選取的工具變量合理，不存在弱工具變量問題和內生性問題，所選取的工具變量是有效的。

如表6所示，被解釋變量選取當年申請的發(fā)明和實用性專利數量之和，除估計模型不同之外，其余控制變量均與表3中相同，從回歸結果能夠看出，除了第二種二值選擇模型回歸結果為負但是不顯著外，其余的回歸結果皆顯著為正，且都在1%水平上顯著?；貧w結果表明企業(yè)訴訟確實會對企業(yè)創(chuàng)新產出產生正向影響效應。

當被解釋變量為企業(yè)創(chuàng)新投入時，控制變量與表4保持一致，只改變估計模型，得到表7的回歸結果。從回歸結果可以看出，除了二值選擇模型之外，懷特穩(wěn)健估計、托賓模型和以商譽為工具變量的估計模型均顯著，且系數為負，與估計結果一致。在工具變量法估計時，不存在弱工具變量問題和過度識別檢驗，模型設定合理，且企業(yè)訴訟系數與顯著性與前文所述保持一致，企業(yè)訴訟確實抑制了企業(yè)創(chuàng)新投入。

在考慮融資約束對企業(yè)訴訟和創(chuàng)新產出的影響時，選取不同計量模型回歸結果如表8所示，被解釋變量選取當年申請的發(fā)明和實用性專利數量之和，除估計方法不同外，其余的控制變量與前述模型均一致。回歸結果顯示，二值選擇模型在回歸結果中顯著性不高，但回歸系數仍舊為正，其余估計模型回歸系數為正且均在1%水平上顯著，證明了回歸結果的穩(wěn)健性。其中企業(yè)訴訟與融資約束的交互項系數均為負，且最少在10%水平上顯著，證明融資約束確實弱化了企業(yè)訴訟與創(chuàng)新產出之間的關系，原模型結論的穩(wěn)健性得到檢驗。

五、研究結論

本文從法律角度和管理學角度研究分析企業(yè)訴訟、融資約束與企業(yè)創(chuàng)新產出之間的關系。選取上市公司十年的數據作為研究樣本，首先在不控制年度效應和行業(yè)效應的條件下研究企業(yè)訴訟對企業(yè)創(chuàng)新產出的影響，接著加入時間效應和行業(yè)效應，觀察系數的變化。在考慮不同企業(yè)性質條件下，將樣本分為國有企業(yè)和民營企業(yè)上市公司，考察企業(yè)訴訟在不同性質企業(yè)中對創(chuàng)新產出的影響異質性。對于更加看重企業(yè)創(chuàng)新投入的上市公司來說，將研發(fā)投入作為被解釋變量更加合理，重復上述研究方式，考察在不同視角下企業(yè)訴訟對不同創(chuàng)新視角的影響。進一步，本文通過引入融資約束變量，考察融資約束在企業(yè)訴訟與創(chuàng)新產出之間的調節(jié)作用?；貧w結果表明：（1）企業(yè)訴訟會增加企業(yè)的發(fā)明申請專利數量，這種促進作用在民營企業(yè)中表現得更為顯著。（2）企業(yè)訴訟會抑制企業(yè)的研發(fā)投入，這種抑制性在國有企業(yè)中表現得更為顯著。（3）融資約束弱化了企業(yè)訴訟對企業(yè)創(chuàng)新產出的影響，與國有企業(yè)相比，民營企業(yè)中融資約束的調節(jié)作用更加顯著。（4）相比于聲譽良好的企業(yè)，聲譽一般的企業(yè)企業(yè)訴訟對創(chuàng)新產出的影響更加顯著，且融資約束的調節(jié)作用也更加顯著。通過以上分析，企業(yè)應當運用法律武器維護自身合法權益，企業(yè)訴訟雖然面臨著諸多不確定因素，但隨著法治體系的優(yōu)化完善和市場秩序的合規(guī)，企業(yè)訴訟的負面效應會逐漸降低[13]。研究結論啟示企業(yè)應用戰(zhàn)略的眼光處理企業(yè)訴訟帶來的變數，為企業(yè)創(chuàng)新保駕護航。

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