張培 趙世豪

內容提要：本文以滬深兩市A股上市公司為研究對象，基于2010-2016年的面板數(shù)據(jù)，探討企業(yè)家創(chuàng)新精神的收益和風險。研究結果表明：企業(yè)家創(chuàng)新精神能夠顯著降低企業(yè)的信用風險水平，且兩者之間可能存在倒U形的非線性關系。另外，企業(yè)家創(chuàng)新精神對企業(yè)的信用風險的減少效應因創(chuàng)新產(chǎn)出的異質性而存在顯著差異。進一步考慮交互作用，企業(yè)家創(chuàng)新精神對于企業(yè)信用風險減少的效應在民營企業(yè)、大規(guī)模企業(yè)和專業(yè)化經(jīng)營程度更高的企業(yè)表現(xiàn)得更加顯著。

關鍵詞：企業(yè)家創(chuàng)新精神;信用風險;民營企業(yè)

中圖分類號：F062.4 文獻標識碼：A 文章編號：1001-148X（2022）01-0095-08

作者簡介：張培（1981-），男，江蘇泗陽人，武漢大學經(jīng)濟與管理學院講師，研究方向：金融工程、衍生金融工具;趙世豪（1997-），男，內蒙古赤峰人，武漢大學經(jīng)濟與管理學院碩士研究生，研究方向：金融經(jīng)濟學、投資科學。

一、引言

企業(yè)家群體在改革開放的40年中逐漸孕育、成長并走向成熟，在此過程中也形成了獨具中國特色的企業(yè)家精神，而創(chuàng)新是企業(yè)家精神的靈魂，創(chuàng)新也是企業(yè)變革成長過程中一個不可或缺的因素。

現(xiàn)有文獻對于企業(yè)家創(chuàng)新精神的研究多限于企業(yè)家創(chuàng)新精神對于經(jīng)濟增長、企業(yè)成長績效、全要素生產(chǎn)率等領域的研究，關注點大多在宏觀經(jīng)濟層面和企業(yè)整體層面等企業(yè)家創(chuàng)新精神的收益方面，對于企業(yè)家創(chuàng)新精神可能存在的風險目前沒有研究成果。本文重點研究企業(yè)家創(chuàng)新精神與企業(yè)信用風險水平之間的關系，進一步研究其帶來收益或可能存在的風險的作用機制。企業(yè)家創(chuàng)新精神能夠提高企業(yè)成長績效，促進經(jīng)濟增長，而在風險評估和公司治理角度，企業(yè)家創(chuàng)新精神這種企業(yè)家特質也可能影響企業(yè)信用風險水平。一方面，企業(yè)家具備創(chuàng)新精神必然增加企業(yè)的研發(fā)支出，由于研發(fā)活動“高投入、高風險、長周期”的特點，必然會增加企業(yè)的風險;但另一方面，企業(yè)家可能由于企業(yè)研發(fā)效率高、創(chuàng)新產(chǎn)出成效好，可以有效地改善企業(yè)的經(jīng)營績效，從而進一步降低企業(yè)信用風險水平。所以本文預期企業(yè)家創(chuàng)新精神對于企業(yè)信用風險存在著多種效應，同時企業(yè)家創(chuàng)新精神所帶來的企業(yè)風險水平的變動在不同類型的企業(yè)中也存在較大差異。基于以上分析，本文選取2010-2016年我國A股上市公司作為研究樣本，通過實證檢驗來探討企業(yè)家創(chuàng)新精神與企業(yè)信用風險之間的關系;并將企業(yè)家創(chuàng)新精神的影響研究延伸至公司財務和公司治理領域，為企業(yè)家創(chuàng)新精神的研究開拓了一個新的維度，并對企業(yè)家創(chuàng)新精神對企業(yè)帶來的收益研究作了必要的補充。

二、文獻綜述與研究假設

（一）管理層特質、創(chuàng)新精神

1984年Hambrick和Mason（1984）[1]提出“高層梯隊理論”，認為對于復雜的內部和外部環(huán)境，管理者囿于自身局限，也只能對其進行選擇性觀察。這樣，管理者既有的自身特質就極大程度上決定了其對外部信息的解釋力。換言之，管理者特質影響著他們對企業(yè)的戰(zhàn)略選擇，并進而影響企業(yè)的經(jīng)營行為。目前學術界有關管理者特征與企業(yè)實際經(jīng)營績效方面的研究，主要集中在三個方面。首先是管理者背景特征與公司治理和經(jīng)營績效的關系。如孫慧琳等（2015）[2]提出企業(yè)家精神是一種重要的生產(chǎn)要素，也是經(jīng)濟增長的重要驅動力，研究發(fā)現(xiàn)企業(yè)家創(chuàng)新精神和企業(yè)財務績效具有顯著地正相關關系。其次是管理者過度自信與公司治理和經(jīng)營績效的關系。余明桂等（2006）[3]基于行為金融研究發(fā)現(xiàn)管理者過度自信與資產(chǎn)負債率尤其是短期負債率顯著正相關，同時與債務期限結構也顯著正相關。Duellman等（2015）[4]發(fā)現(xiàn)當管理層過度自信時，如果審計師把這種自信看做是一種風險，那么審計師會收取額外的審計費用，但是在缺少審計委員會的企業(yè)，他們發(fā)現(xiàn)管理層過度自信與審計費用具有負相關的關系。徐朝輝和周宗放（2016）[5]研究發(fā)現(xiàn)管理者的非理性行為“過度自信”不僅影響企業(yè)多元化經(jīng)營戰(zhàn)略，而且可能加劇企業(yè)信用風險。最后是所有權異質的公司管理者異質性與公司治理和經(jīng)營績效的關系。吳國鼎（2015）[6]從所有制角度分析，發(fā)現(xiàn)競爭性行業(yè)中民營控股企業(yè)實際控制人持股水平的激勵效應要大于國有控股企業(yè)，同時實際控制人持股比例對企業(yè)績效的影響在中央控股企業(yè)和地方控股企業(yè)這兩類企業(yè)中也因行業(yè)競爭性不同而存在顯著差異。竇煒等（2016）[7]發(fā)現(xiàn)不同控制權配置模式下現(xiàn)金流權和控制權的兩權分離造成了上市公司的投資效率損失，同時多個控制權主體間的相對持股比例對公司財務決策效率產(chǎn)生的影響更大，而且不同的權利制衡特征和模式對公司投資效率的影響也具有顯著差異。

（二）企業(yè)信用風險及其影響因素

信用風險是指交易對手或者債務人不能正常履行合約或者信用品質發(fā)生變化而導致交易對手或者債權人遭受損失的可能性。在經(jīng)濟活動中信用風險是普遍存在的，銀行、債券投資者和以賒銷方式出售商品或勞務的工商企業(yè)都面臨著各種各樣的信用風險。而且，除了基于銀行信用、債券信用和商業(yè)信用的債權債務關系，大部分的經(jīng)濟合約也會面臨潛在的違約風險。

關于上市公司信用風險影響因素的研究主要集中于以下幾個方面：一是公司治理結構與信用風險。錢忠華（2009）[8]發(fā)現(xiàn)國有企業(yè)面臨財務風險及其陷入財務困境的概率則顯著高于非國有企業(yè)，同時若股權集中程度及股東活躍程度越高，那么企業(yè)面臨財務風險及陷入財務困境的概率越低。二是企業(yè)的經(jīng)營績效與信用風險。吳國鼎和張會麗（2015）[9]研究發(fā)現(xiàn)多元化經(jīng)營并不能有效分散企業(yè)財務風險。三是管理者特征與信用風險。仇榮國和張建華（2010）[10]在中小上市公司的范圍內，探究了高管學歷、持股比例和企業(yè)成長性對信用違約風險的影響。

國內外相關的研究文獻中，分析企業(yè)家精神對信用風險作用機制的文獻仍然少見，尤其缺乏從企業(yè)家創(chuàng)新精神的角度去分析信用風險影響因素的相關研究;管理者特征和企業(yè)家創(chuàng)新精神方面微觀視角的實證文獻，大部分都局限于分析與其他因素的線性關系，未能在更高維度拓展研究的范圍和視野。

（三）研究假設

本文假定企業(yè)家創(chuàng)新精神包含以下兩個方面：

首先是研發(fā)投入，表現(xiàn)的是企業(yè)家對創(chuàng)新主觀意愿和努力。在知識經(jīng)濟時代，企業(yè)主導的研發(fā)創(chuàng)新活動已經(jīng)成為企業(yè)、地區(qū)乃至國家的競爭力之源。一方面，企業(yè)的研發(fā)投入增加，其開發(fā)出新產(chǎn)品和新技術，進而提高本企業(yè)乃至本國產(chǎn)品競爭力的可能性也會進一步提高，可以實現(xiàn)對于企業(yè)生產(chǎn)效率、經(jīng)營績效的改善[11]，而且具有新技術、新產(chǎn)品的企業(yè)也往往更加容易獲得投資者的青睞進而通過資本運作來提升企業(yè)價值[12]，從而降低企業(yè)的信用風險水平。另一方面，企業(yè)家的創(chuàng)新精神必定會增加企業(yè)的研發(fā)支出，進一步增大企業(yè)經(jīng)營的不確定性，而且研發(fā)創(chuàng)新活動存在巨大的不確定性，周期長、投入大、風險高的研發(fā)活動導致信用風險水平的上升。基于這些分析，本文提出第一個研究假設：

假設1：企業(yè)家創(chuàng)新精神——研發(fā)強度的提升能夠顯著地降低企業(yè)信用風險，并且二者之間可能存在倒U形的非線性關系。

其次是技術創(chuàng)新產(chǎn)出，衡量企業(yè)家創(chuàng)新投入的實際成效。若是得到一些前沿的、關鍵的技術專利，企業(yè)更容易獲得更高的市場競爭地位、更便利的外部融資和更有力的政府補貼及政策扶持。即使是通過轉讓和質押也可以取得一定的收益，有利于增加企業(yè)收入，進而降低信用風險水平[13]。同時，我國習慣上將研發(fā)創(chuàng)新成果分為發(fā)明專利、實用新型和外觀設計三大類，各類產(chǎn)品因其投入不同、授權難易不同而價值各異[14]。從企業(yè)實踐和發(fā)展的角度分析，發(fā)明專利研發(fā)和審批的周期最長，其含金量也最高，其次才是實用新型和外觀設計。因此，本文提出第二個研究假設：

假設2a：企業(yè)家創(chuàng)新精神——創(chuàng)新產(chǎn)出增加能夠顯著地降低企業(yè)信用風險;

假設2b：企業(yè)家創(chuàng)新精神——創(chuàng)新產(chǎn)出成果的異質性對企業(yè)信用風險的作用效果和機制可能存在一定的差異。

三、研究設計

（一）樣本選取和數(shù)據(jù)來源

本文的樣本選擇期間為2010-2016年，以中國全部的A股上市公司年度數(shù)據(jù)為原始樣本。因為一個數(shù)據(jù)庫無法包含所有本文所需要的數(shù)據(jù)，本文的數(shù)據(jù)來源于CSMAR、WIND以及同花順數(shù)據(jù)庫的聯(lián)合支持。為了降低極端值對統(tǒng)計結果產(chǎn)生的不利影響，在數(shù)據(jù)的處理上，本文對研究中所涉及的連續(xù)型變量的財務數(shù)據(jù)均進行了了1%與99%分位數(shù)上的縮尾處理。考慮到研究結果的穩(wěn)健性，本文按照慣例刪除了金融行業(yè)的公司，同時剔除樣本期間內，財務數(shù)據(jù)不全或缺失的公司，最終獲得1309個上市公司的年度樣本觀測值。

（二）變量設定

1.被解釋變量。當前，Altman創(chuàng)建的Z值模型廣泛應用于目前我國企業(yè)、政府和研究機構對于信用風險量化管理和評價，同時其適用性強、并且模型的數(shù)據(jù)相對容易獲取，且參考胡延杰與龐娟娟（2006）[15]等學者的研究，本文使用Z值模型來衡量企業(yè)的信用風險水平。在分析中選擇了關鍵指標五個，以此為基礎得出Z值模型。具體方程組如下：

Z=1.2*X1+1.4*X2+3.3*X3+0.6*X4+0.999*X5

上式中，Z是判別函數(shù)的值，Z值越大，代表企業(yè)的信用風險越小。

X1=營運資金/資產(chǎn)總額，衡量的是企業(yè)的資產(chǎn)流動性和短期償債能力。該比率越高，則說明企業(yè)資產(chǎn)的流動性越強，財務狀況較為健康。

X2=留存的收益/資產(chǎn)總額，代表的是企業(yè)利潤的累積和經(jīng)營年限，由于初創(chuàng)型企業(yè)一般無法積累一定規(guī)模的利潤，所以該比率越高，證明企業(yè)已經(jīng)經(jīng)營一定的年限，同時具備更強的籌資能力和再投資能力。

X3=息稅前的利潤/資產(chǎn)總額，該指標能夠衡量企業(yè)的資產(chǎn)生產(chǎn)效果和經(jīng)營管理水平，通常公司資產(chǎn)的盈利能力決定了企業(yè)的生存狀況，所以該比率廣泛應用于公司的破產(chǎn)研究。

X4=股權市價總值/負債賬面價值總額，衡量的是企業(yè)的財務結構穩(wěn)定性，即企業(yè)價值在資不抵債之前可以下降的程度，該比率一定程度上可以反映企業(yè)投資價值的大小。

X5=銷售收人/資產(chǎn)總額，該指標衡量的是企業(yè)在競爭環(huán)境中的市場地位，也可以反映企業(yè)利用其資產(chǎn)進行經(jīng)營活動的效率。若該比率較低，則企業(yè)應該采取多種措施來提高其資產(chǎn)總額利用率，例如提高其銷售收入，或處置不良資產(chǎn)等[16]。

如果Z值大于2.675，則表明企業(yè)的財務狀況良好，發(fā)生破產(chǎn)的可能性較小;若Z值小于1.81.則企業(yè)存在很大的破產(chǎn)危險;Z值在1.81～2.675之間時，企業(yè)財務表現(xiàn)則極不穩(wěn)定。該模型一般適用于對上市公司的財務分析。由于目前我國股市非流通股無市場價格，本研究在計算股權市價總值時采取了每股股價與社會公眾股股份數(shù)相乘的辦法。同時考慮到計算息稅前利潤時需要利息費用，因此對Z計分模型中的各項指標的設定作以下微調：

X1=（流動資產(chǎn)-流動負債）/資產(chǎn)總額

X2=（未分配利潤+盈余公積）/資產(chǎn)總額

X3=（稅前利潤十財務費用）/資產(chǎn)總額

X4=（每股市價*流通股數(shù)+每股凈資產(chǎn)*非流通股數(shù)）/負債總額

X5=主營業(yè)務收入/資產(chǎn)總額

2.解釋變量。本文解釋變量為企業(yè)家創(chuàng)新精神的代理變量，企業(yè)家創(chuàng)新精神內含兩個方面：（1）研發(fā)投入，代表著對企業(yè)家對創(chuàng)新投入的主觀意愿。（2）技術創(chuàng)新產(chǎn)出，衡量了企業(yè)家創(chuàng)新投入的實際成效。因此，選擇研發(fā)投入的度量指標：研發(fā)強度（RDER）——研發(fā)投入/資產(chǎn)總額;選擇技術創(chuàng)新產(chǎn)出的度量指標：企業(yè)當年人均專利申請數(shù)量（Mpatent），同時為了研究研發(fā)創(chuàng)新產(chǎn)出異質性對企業(yè)信用風險水平的影響，進一步將其細分為了企業(yè)當年人均發(fā)明專利申請數(shù)（Minvent）、人均實用新型專利申請數(shù)（Mutility）和人均外觀設計申請數(shù)（Mdesign）。

3.控制變量。參考國內外現(xiàn)有的研究成果，并參照相關文獻[17]的研究，本文選擇了相應的控制變量，分別從公司的內部的財務指標、股權結構和外部市場信息等三個方面共篩選了15個控制變量。其定義與符號見表1所示。

（三）模型構建

基于上述說明，本文借鑒Gul和Goodwin（2010）[18]的研究，構建模型（1）來檢驗企業(yè)家創(chuàng)新精神投入對信用風險的影響，以此來檢驗假設1，為了進一步研究兩者之間的關系，本文也采用了非線性的回歸形式進行分析。另外，為了驗證假設2a與假設2b，本文構建了模型（2）來探究企業(yè)家創(chuàng)新精神產(chǎn)出對于信用風險的作用機制，同時考慮了創(chuàng)新產(chǎn)出異質性對企業(yè)信用風險的作用機制之間的差異性。具體構建回歸模型如下：

四、實證結果與分析

（一）描述性統(tǒng)計分析

本文最后共有1309個公司年度樣本，在本文主要變量的描述性統(tǒng)計分析結果表2中，樣本上市公司每年的信用風險代理變量Z值的平均值為6.7606，說明大部分公司的信用風險較小，同時極小值與極大值分別為0.5265和54.046，這表明了樣本中各企業(yè)的信用風險水平差異明顯。因為被解釋變量存在一定程度的右偏，所以取自然對數(shù)進行修正。另外，研發(fā)強度和人均專利申請數(shù)極大值分別達到了0.0978和0.8193，極小值分別只有0.0005和0.0009，雖然標準差不是很大，但是極差很大，說明最具有企業(yè)家創(chuàng)新精神的企業(yè)和最不具有企業(yè)家創(chuàng)新精神的企業(yè)還是存在很大差距的。此外，本研究所使用的其他連續(xù)性控制變量的正態(tài)分布特性亦較為明顯。經(jīng)過進一步檢驗，各變量彼此間不存在嚴重的多重共線性問題;同時對異方差問題進行White檢驗和多形式BP檢驗，都強烈拒絕同方差的原假設，為了消除數(shù)據(jù)異方差的影響，在進行回歸時均進行了robust處理。綜合看來，本文的實證分析擁有較為良好的數(shù)據(jù)支持。

（二）企業(yè)家創(chuàng)新精神與信用風險

1.研發(fā)強度與信用風險。表3中報告了企業(yè)家創(chuàng)新精神的代理變量——研發(fā)強度與信用風險的回歸結果。其中，第（1）列為研發(fā)強度與信用風險的回歸結果，第（2）列報告了在第（1）列基礎上加入控制變量但未控制行業(yè)年度固定效應的回歸結果，第（3）列報告了在第（2）列基礎上控制行業(yè)和年度固定效應后的回歸結果，第（4）、（5）列報告了在第（3）列基礎上加入研發(fā)強度的平方項之后的回歸結果。

在第（1）列中，研發(fā)強度與Z值存在著顯著的正相關關系。而第（2）列，加入本文設置的控制變量后，企業(yè)家創(chuàng)新精神與信用風險的關系仍然顯著，調整后的擬合優(yōu)度達到0.83，說明該模型對于本文的數(shù)據(jù)具有很強的解釋力度。在第（3）列中，加入了行業(yè)、年度的固定效應后擬合優(yōu)度進一步提高，說明行業(yè)、年度對于企業(yè)家創(chuàng)新精神與信用風險的相關關系也有一定的影響。同時研發(fā)強度的回歸系數(shù)為3.703，在1%水平上顯著，這說明企業(yè)家創(chuàng)新精神能夠有效減少信用風險，即研發(fā)強度的提升可以有效降低企業(yè)的信用風險水平，證明了本文的預期的企業(yè)家創(chuàng)新精神的假設1。另外，在第（4）、第（5）列的回歸結果中加入了研發(fā)強度的平方項，同時其至少在5%的水平上顯著，表示隨著研發(fā)強度的增加，Z值先減少后增加，即企業(yè)的信用風險先增加后減少，研發(fā)強度和信用風險之間可能呈現(xiàn)倒U形的非線性關系。這也表明研發(fā)投入與創(chuàng)新是一個長期性的行為，在短期內進行研發(fā)活動的企業(yè)可能需要忍受其信用風險一定程度上的增加，這也進一步證明了本文預期的企業(yè)家創(chuàng)新精神的風險假設1。

2.創(chuàng)新產(chǎn)出成果與信用風險。表4報告了企業(yè)家創(chuàng)新精神的代理變量——創(chuàng)新產(chǎn)出成果與信用風險的回歸結果。其中，第（1）列為當年人均專利申請數(shù)與信用風險的回歸結果，第（2）、第（3）、第（4）列則分別報告了三類人均專利申請數(shù)與信用風險的回歸結果。

在第（1）列中，當年人均專利申請數(shù)與Z值存在著顯著的正相關關系，即企業(yè)家創(chuàng)新精神與信用風險的負相關關系仍然顯著，證明了本文的預期的企業(yè)家創(chuàng)新精神的收益假設2a。調整后的擬合優(yōu)度為0.857，說明該模型能很好地解釋本文的數(shù)據(jù)。在第（2）列中，發(fā)明專利變量的回歸系數(shù)為0.560，在1%水平上顯著，這說明發(fā)明專利產(chǎn)出增加能夠有效減少企業(yè)信用風險。在第（3）列中，實用新型專利變量的回歸系數(shù)為0.339，在5%水平上顯著，這說明實用新型專利產(chǎn)出增加也可以一定程度上減少企業(yè)信用風險。在第（4）列中，外觀設計變量不顯著，這說明外觀設計產(chǎn)出與企業(yè)信用風險之間無顯著相關關系?；貧w結果總體上表明了創(chuàng)新產(chǎn)出異質性對企業(yè)信用風險的作用存在顯著差異，從而進一步證明了本文的預期的企業(yè)家創(chuàng)新精神的收益假設2b。

（三）穩(wěn)健性檢驗

1.內生性處理。企業(yè)家創(chuàng)新精神與企業(yè)信用風險可能存在一定的互為因果，從而產(chǎn)生內生性。研發(fā)企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新是長期行為，因此企業(yè)家創(chuàng)新精神的滯后值與當期的相關性是顯然的，但當期的企業(yè)信用風險不可能影響到過去的企業(yè)家創(chuàng)新精神，所以企業(yè)家創(chuàng)新精神的滯后值具有外生性。為了檢驗內生性對回歸結果的影響，本文采用企業(yè)家創(chuàng)新精神的滯后一期為工具變量，采用2SLS回歸方法進行內生性檢驗。

表5和表6中給出了工具變量的回歸結果，在一階段回歸結果中，企業(yè)家創(chuàng)新精神滯后值的系數(shù)顯著為正，這說明其與當期值相關性較高，結論與研究預期一致，說明本文選取的這個工具變量是可行的。同時在二階段回歸結果中，研發(fā)強度和創(chuàng)新產(chǎn)出變量系數(shù)為正，且分別在在1%和10%水平上顯著，繼而證實了本文結論的穩(wěn)健性。

2.模型穩(wěn)健性處理。為檢驗以上實證結果的穩(wěn)健性，所以變換信用風險的度量模型做了以下穩(wěn)健性分析。本研究選擇使用張玲等（2000）[19]應用我國上市公司的財務報表數(shù)據(jù)，采用多元判別分析技術對我國上市公司建立的財務困境預警模型：

Z=0.517-0.46*X1-0.388*X2+9.32*X3+1.158*X4

其中，X1是財務杠桿，即資產(chǎn)負債比（等于負債總額/資產(chǎn)總額）;X2是運營能力，即營運資金占總資產(chǎn)比（等于營運資金/資產(chǎn)總額，其中營運資金=流動資產(chǎn)-流動負債）;X3是盈利能力，即ROA（等于凈利潤/平均資產(chǎn)總額）;X4是擴大再生產(chǎn)，即留存收益/資產(chǎn)總額（留存收益=未分配利潤+盈余公積）。

在模型中Z的判別分值為0.5，若Z值小于0.5，則為財務危機公司;若Z值大于0.5小于0.9，那么公司為非財務危機公司;凡Z值大于0.9的公司均為財務安全公司。最終選擇主要回歸結果見表7，可以發(fā)現(xiàn)變換信用風險度量模型后得到的相關結論與上文基本一致。上文分析是穩(wěn)健的。

3.進一步檢驗。為了探究不同類型的企業(yè)中企業(yè)家創(chuàng)新精神對于信用風險的減少效應是否存在差異，本文使用國有民營企業(yè)的屬性（用虛擬變量Essence表示），企業(yè)規(guī)模大小（用虛擬變量Asset表示，以資產(chǎn)總額的中位數(shù)為分類標準），企業(yè)多元化經(jīng)營水平（Numseg，營業(yè)收入來源的行業(yè)數(shù)量）分別與企業(yè)家創(chuàng)新精神（RDER，代表研發(fā)創(chuàng)新的投入意愿）交乘，并引入回歸模型（1）進行回歸，并對表8作如下分析。

第一，從第（1）列可以看出，當加入國有企業(yè)與民營企業(yè)的屬性（國有上市公司設為1，民營上市公司設為0）與企業(yè)家創(chuàng)新精神交互項時，企業(yè)家創(chuàng)新精神的系數(shù)為4.407，在1%的水平上顯著，同時，虛擬變量企業(yè)屬性的系數(shù)為正，且在10%的水平上顯著，說明國有企業(yè)因為由政府政策和資金支持，企業(yè)信用風險普遍小于民營企業(yè)。但是國有企業(yè)與民營企業(yè)的屬性與企業(yè)家創(chuàng)新精神交互項的系數(shù)為-2.213，在10%的水平上顯著，說明企業(yè)家創(chuàng)新精神對于信用風險的減少效應在民營企業(yè)中更為顯著。

第二，從第（2）列可以看出，當加入企業(yè)規(guī)模與企業(yè)家創(chuàng)新精神的交互項進行回歸時，企業(yè)家創(chuàng)新精神的系數(shù)為2.319，并在5%的水平上顯著，此時企業(yè)規(guī)模與企業(yè)家創(chuàng)新精神的交互項的系數(shù)為2.335，在10%的水平上顯著，也就是說，若企業(yè)規(guī)模越大，企業(yè)家創(chuàng)新精神對信用風險的減少幅度也會增加。

第三，從第（3）列中可以看出，當加入行業(yè)數(shù)量與企業(yè)家精神的交互項進行回歸時，企業(yè)家創(chuàng)新精神的回歸系數(shù)為4.946，并在1%的水平上顯著;同時，行業(yè)數(shù)量的系數(shù)為正，且在5%的水平上顯著，說明多元化經(jīng)營程度高的企業(yè)信用風險普遍偏小，抵御風險能力較強。但是行業(yè)數(shù)量與企業(yè)家精神的交互項的回歸系數(shù)為-0.711，在10%的水平上顯著，也就是說，當企業(yè)多元化經(jīng)營程度越高，其企業(yè)家創(chuàng)新精神對審計費用的減少幅度越小。說明企業(yè)多元化經(jīng)營程度的提高對于企業(yè)家創(chuàng)新精神對信用風險的減少效應存在一定程度的抵消作用。

第四，我們發(fā)現(xiàn)企業(yè)家創(chuàng)新精神對于企業(yè)信用風險的減少效應在大規(guī)模、專業(yè)化經(jīng)營程度高的企業(yè)表現(xiàn)的更為顯著;同時我們推測：在民營企業(yè)中，由于企業(yè)家擁有更高的經(jīng)營自主權，其個人特質、決策對企業(yè)的經(jīng)營績效影響更大，其創(chuàng)新精神對于企業(yè)信用風險擁有更為顯著的減少效應。

五、研究結論與政策含義

本文以信用風險為切入點，分析了管理者特質之企業(yè)家創(chuàng)新精神對于企業(yè)信用風險的影響，以此來證實企業(yè)家創(chuàng)新精神產(chǎn)生的收益與風險。企業(yè)家創(chuàng)新精神在新的時代背景下被大力鼓勵和提倡，具有創(chuàng)新精神的企業(yè)家毫無疑問會為其自身所在的企業(yè)帶來良好的聲譽，從而影響信用風險。本文以2010-2016年我國滬深兩市的A股上市公司為樣本，以研發(fā)強度和人均專利數(shù)量作為企業(yè)家創(chuàng)新精神的代理變量，通過相應的實證檢驗、內生性與交互效應分析，本文發(fā)現(xiàn)：第一，企業(yè)家創(chuàng)新精神越強，企業(yè)的信用風險越低，且這種關系在民營或規(guī)模較大的企業(yè)中更顯著。第二，企業(yè)家創(chuàng)新產(chǎn)出異質性對企業(yè)信用風險的作用存在顯著差異，其中發(fā)明專利對于信用風險的減少效應最為顯著。第三，通過進一步檢驗，發(fā)現(xiàn)企業(yè)家創(chuàng)新精神與信用風險間可能存在倒U形的非線性關系，即研發(fā)投入與創(chuàng)新是一個長期性行為，進行研發(fā)創(chuàng)新活動的企業(yè)在短期內需要忍受其信用風險在一定程度上的增加。

本文的研究結論主要有以下兩方面的政策含義。第一，在公司治理層面，企業(yè)家應把創(chuàng)新精神的內涵——研發(fā)創(chuàng)新視為一種長期的競爭戰(zhàn)略，并持續(xù)不斷地重視對研發(fā)活動的投入，尤其是對于對規(guī)模較大、融資能力較強的、專業(yè)化程度高的民營企業(yè)較為有效，因為投入積累越多、時間越長，越有利于增加企業(yè)家創(chuàng)新精神的發(fā)揮，從而提高企業(yè)的經(jīng)營績效、降低企業(yè)的信用風險。第二，在實踐研發(fā)創(chuàng)新戰(zhàn)略、經(jīng)營管理研發(fā)產(chǎn)出成果時，企業(yè)投資布局發(fā)明專利遠超過實用新型和外觀設計對自身經(jīng)營、發(fā)展乃至風險管理產(chǎn)生的收益。但是，發(fā)明專利申請難度大、授權率低，所需要的研發(fā)資金和時間更多，企業(yè)要選擇適合自己且能承受的研發(fā)創(chuàng)新戰(zhàn)略。

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（責任編輯：李江）