左祥太

（武漢紡織大學(xué)會(huì)計(jì)學(xué)院，湖北武漢 430200）

一、引言

國資介入是指國有企業(yè)通過出資入股介入民營企業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營的一種方式（趙曉陽和衣長軍，2021）。中共中央、國務(wù)院于2015年8月24日在《關(guān)于深化國有企業(yè)改革的指導(dǎo)意見》中明確指出要積極鼓勵(lì)民營企業(yè)與國有企業(yè)融合混改，互相接納各自的優(yōu)點(diǎn)以達(dá)到可持續(xù)發(fā)展、增強(qiáng)企業(yè)活力、促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新的最終目的?；旄牟粌H包括國有企業(yè)接納民營企業(yè)股東，也包括民營企業(yè)吸收國有企業(yè)投資。以聯(lián)通公司2017年的混改為例，在以定向增發(fā)方式引入來自互聯(lián)網(wǎng)、金融等領(lǐng)域的戰(zhàn)略投資者的注資后，其2018年年報(bào)顯示凈利潤同比增長452.31%，產(chǎn)業(yè)互聯(lián)網(wǎng)收入同比增長45%，各類創(chuàng)新業(yè)務(wù)全面布局展開，混改取得了顯著成效。經(jīng)驗(yàn)證據(jù)也表明，民營企業(yè)在參與混合所有制改革后，創(chuàng)新績效也得到顯著提升，擁有了更強(qiáng)的創(chuàng)新動(dòng)力、更多的創(chuàng)新資本（Sapra 等，2014），從而有了更高的創(chuàng)新產(chǎn)出（王婧和藍(lán)夢，2019；朱磊等，2019）。大量研究表明，國資介入有助于降低企業(yè)的融資約束（朱磊等，2016；葉翠紅，2021）。相比于沒有國資介入、更需要?jiǎng)佑米陨砟芰ξ{投資的民營企業(yè)，具備國資背景的企業(yè)擁有更充足穩(wěn)定的現(xiàn)金流和更小的融資約束（葉翠紅，2021；任廣乾等，2020），且因背靠政府等行政單位而掌握大量的生產(chǎn)資料以及資源的使用權(quán)（唐書林等，2021），而這樣的使用權(quán)更容易解決對某一創(chuàng)新策略投資不足的問題。同樣地，基于對國家的信任，銀行等機(jī)構(gòu)也會(huì)更愿意對該類型企業(yè)進(jìn)行投資，從而降低了國資介入企業(yè)的融資難度，使得這類企業(yè)不會(huì)因投資不足而放棄一部分極具價(jià)值與現(xiàn)實(shí)意義的創(chuàng)新戰(zhàn)略。

管理者是創(chuàng)新的主要生力軍之一，與普通員工相比，他們情緒的不穩(wěn)定往往會(huì)為企業(yè)帶來更大的損失?，F(xiàn)有文獻(xiàn)多通過自信程度分析管理者情緒對企業(yè)創(chuàng)新績效的影響（李香花等，2021；武翰章和劉維奇，2021；朱和平和馬妍，2021）。大量研究表明，管理者過度自信時(shí)會(huì)高估自身成功的概率而傾向于通過創(chuàng)新性高且風(fēng)險(xiǎn)大的項(xiàng)目提升企業(yè)的創(chuàng)新績效（Greene，2011；陳習(xí)定等，2020）。過度自信使管理者更青睞高風(fēng)險(xiǎn)高創(chuàng)新項(xiàng)目，同時(shí)也容易對企業(yè)造成不可挽回的損失；而“缺乏”自信且更保守的管理者，可能會(huì)因?yàn)楸Ｊ氐耐顿Y方式而避免對企業(yè)造成巨大損失。綜合來說，僅討論管理者自信程度對企業(yè)創(chuàng)新績效的影響是不完整的，因?yàn)殡y以說明到底是管理者的過度自信促進(jìn)了企業(yè)的創(chuàng)新績效，還是高創(chuàng)新性的企業(yè)選擇了過度自信的管理者。此外，由于我國資本市場的成熟度較發(fā)達(dá)國家來說更低，所以一些標(biāo)準(zhǔn)的理性投資假設(shè)適用性較低，管理者對事件的影響存在一定的認(rèn)知偏差（唐書林等，2021），這種偏差仍然會(huì)表現(xiàn)在對公司效益的影響之上（劉春玉和郝麗斌，2018）。這樣的作用機(jī)制意味著：首先，管理者可能會(huì)因?yàn)閷δ稠?xiàng)創(chuàng)新決策的錯(cuò)誤判斷，或者需要迎合市場的需求進(jìn)行融資，而在一定程度上放棄較為激進(jìn)的創(chuàng)新計(jì)劃，轉(zhuǎn)而選擇能創(chuàng)造更高利潤的戰(zhàn)略決策；其次，不論戰(zhàn)略轉(zhuǎn)換的成功與否，都會(huì)導(dǎo)致管理者產(chǎn)生一定的情緒，不論是因放棄創(chuàng)新而提高財(cái)務(wù)績效導(dǎo)致自身分紅增多的喜悅，還是因選擇創(chuàng)新造成企業(yè)損失的自責(zé)（Bodnaruk 等，2015），這樣的情緒都絕非是僅用管理者過度自信就可以完全衡量的。因此，降低管理者過度自信的權(quán)重，考慮管理者綜合情緒的影響更重要。目前，少有學(xué)者關(guān)注管理者的綜合情緒，而管理者作為人類社會(huì)形態(tài)中最基本的單位——“人”，其情緒是十分復(fù)雜且具備較高研究價(jià)值的。此外，現(xiàn)有文獻(xiàn)更多地研究高科技企業(yè)，但缺乏對全行業(yè)樣本進(jìn)行討論的實(shí)證論文。本文主要在全行業(yè)視角下討論如下三個(gè)方面的內(nèi)容：（1）國資介入是否影響管理者情緒；（2）這種影響是否提高了企業(yè)的創(chuàng)新績效；（3）國資介入除影響管理者情緒外，是否還通過調(diào)節(jié)融資約束的方式影響企業(yè)創(chuàng)新績效。

二、理論分析與研究假設(shè)

本文首先討論國資介入與企業(yè)創(chuàng)新績效之間的潛在因果關(guān)系，其次分析了管理者情緒在國資介入與企業(yè)創(chuàng)新績效之間的傳導(dǎo)機(jī)制，并在此基礎(chǔ)之上引入了融資約束的調(diào)節(jié)效應(yīng)分析。

（一）國資介入與企業(yè)創(chuàng)新績效

從投入產(chǎn)出的角度來看，國資介入的民營企業(yè)混改可以在一定程度上提高企業(yè)的創(chuàng)新績效（王婧和藍(lán)夢，2019；朱磊等，2019），即具有國資介入背景的企業(yè)的創(chuàng)新績效要優(yōu)于沒有國資介入背景的企業(yè)（李春濤和宋敏，2010）。曾鋮和郭兵（2014）通過上海市微觀企業(yè)數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，具有國資介入背景企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新能力要遠(yuǎn)高于其他所有制企業(yè)。吳延兵（2014）通過比較多種背景的企業(yè)發(fā)現(xiàn)，含有國資介入背景但非完全國有背景企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新能力顯著強(qiáng)于其他類型企業(yè)。劉和旺等（2015）基于工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫的研究發(fā)現(xiàn)，國資背景企業(yè)的研發(fā)投入、創(chuàng)新績效均高于民營企業(yè)。從現(xiàn)金流的角度來剖析現(xiàn)象就能發(fā)現(xiàn)，相比民營企業(yè)，具備國資背景的企業(yè)因其依靠政府等行政單位，擁有更充足的現(xiàn)金流，能夠更輕松地?cái)[脫投資不足困境。這里引出本文的第一個(gè)假設(shè)：

H1：國資介入與企業(yè)的創(chuàng)新績效呈正向相關(guān)關(guān)系。

（二）國資介入與管理者情緒

相比沒有國資介入、更需要迎合市場形勢的民營企業(yè)，具備國資背景的企業(yè)對市場形勢的變動(dòng)并不敏感（任廣乾等，2020），且因背靠政府等行政單位而掌握大量生產(chǎn)資料及資源的使用權(quán)（唐書林等，2021）。這些資源確保了具備國企背景企業(yè)的管理者擁有充足穩(wěn)定的現(xiàn)金流，從而不必為迎合市場形勢而放棄原有的創(chuàng)新決策。反觀民營企業(yè)，為了迎合市場形勢、在資本市場中維持良好的形象，就需要更加關(guān)注市場的風(fēng)向，以做出更加利于本企業(yè)融資發(fā)展的經(jīng)濟(jì)行為，這便是一種“落袋為安”的心理。民營企業(yè)管理者所擁有的資源的不穩(wěn)定性以及現(xiàn)金流量的不確定性會(huì)導(dǎo)致其更多地表現(xiàn)出較低的情緒指數(shù)，因?yàn)樗麄兺鶗?huì)因缺少滿足企業(yè)發(fā)展的資源而產(chǎn)生更多的擔(dān)憂。在此情況下，迎合市場的選擇而放棄收益不穩(wěn)定、不確定性較大的創(chuàng)新計(jì)劃就成了能夠更好規(guī)避風(fēng)險(xiǎn)的選擇。具備國資背景的企業(yè)的管理者，則會(huì)因背靠國資而產(chǎn)生更加從容與放松的情緒。這里引出本文的第二個(gè)假設(shè)：

H2：國資介入與管理者情緒呈正向相關(guān)關(guān)系。

（三）管理者情緒與企業(yè)創(chuàng)新績效

管理者情緒是行為管理學(xué)上的一種抽象概念。作為人類社會(huì)最基本組成單位的人，不僅是“經(jīng)濟(jì)人”，而且是“社會(huì)人”（周三多，2020）。管理者作為“社會(huì)人”也存在著復(fù)雜的情緒觀點(diǎn)，他們往往擁有遠(yuǎn)高于普通職工的能力、權(quán)力與學(xué)識(shí)，所以他們“意氣用事”帶來的風(fēng)險(xiǎn)也遠(yuǎn)高于普通員工，但他們的理性情緒往往能夠起到矯正作用?，F(xiàn)有文獻(xiàn)集中使用企業(yè)創(chuàng)新投資與行業(yè)中位數(shù)來探討管理者過度自信對企業(yè)創(chuàng)新績效的影響，認(rèn)為過度自信的管理者更容易從事創(chuàng)新活動(dòng)（Decanio，1993）。但這些文獻(xiàn)忽略了管理者的不自信情緒，不自信并不是對管理者情緒的否定，而更多地表現(xiàn)為一種嚴(yán)謹(jǐn)與利己，因害怕投資失敗導(dǎo)致自身激勵(lì)薪酬的低下。從管理者“短視”或者委托代理的角度分析：現(xiàn)有市場狀況下研發(fā)投入的風(fēng)險(xiǎn)通常表現(xiàn)出不確定性、高風(fēng)險(xiǎn)性等特征，為了避免在投入大量人力、物力之后的慘烈失敗，管理者會(huì)預(yù)先為投資研發(fā)項(xiàng)目進(jìn)行估值，而這樣一類的估值模型與其所擁有的技術(shù)手段是正向關(guān)聯(lián)的，估值的失誤會(huì)影響到企業(yè)的創(chuàng)新投資（高洪利等，2021）。由此可見，管理者可能出于對自身薪酬的擔(dān)憂而選擇較為保守的投資方式，做出更加嚴(yán)謹(jǐn)?shù)脑u估與設(shè)計(jì)。雖然報(bào)表中列示了低于行業(yè)中位數(shù)的投資（管理者不自信），但得益于他們更加嚴(yán)謹(jǐn)?shù)膭?chuàng)新計(jì)劃，在一定程度上也可能提升企業(yè)的創(chuàng)新績效。所以本文認(rèn)為，管理者的綜合情緒更能代表管理者在面對一項(xiàng)創(chuàng)新戰(zhàn)略時(shí)的真實(shí)意圖，從而能夠引發(fā)企業(yè)創(chuàng)新績效的變動(dòng)，故引出本文的第三個(gè)假設(shè)：

H3：管理者情緒與企業(yè)創(chuàng)新績效呈為正向相關(guān)關(guān)系。

（四）融資約束的調(diào)節(jié)作用

沒有國資介入的民營企業(yè)可能存在著因壟斷壓制和信貸歧視導(dǎo)致的融資約束，所以在資金的劃分使用上更加謹(jǐn)慎，同時(shí)創(chuàng)新決策的容錯(cuò)率更低。對于具備國資介入條件的企業(yè)管理者而言，充足的現(xiàn)金流意味著更低的試錯(cuò)成本與更高的創(chuàng)新容錯(cuò)率。而隨著創(chuàng)新風(fēng)險(xiǎn)的增長，創(chuàng)新收益也會(huì)呈指數(shù)級增長，這樣的循環(huán)將會(huì)導(dǎo)致“馬太效應(yīng)”的形成，即非國資介入企業(yè)由于長期得不到國資介入而不敢選擇高風(fēng)險(xiǎn)的創(chuàng)新戰(zhàn)略，從而一直維持較低的收益，甚至入不敷出，具備國資介入條件的企業(yè)在具備充足現(xiàn)金流的情況下挑戰(zhàn)高風(fēng)險(xiǎn)的創(chuàng)新戰(zhàn)略，從而能夠獲得較高的收益。綜合上述討論可以發(fā)現(xiàn)，非國有企業(yè)的管理者在面對融資約束時(shí)通常比國有企業(yè)的管理者表現(xiàn)出更多的負(fù)面情緒，即情緒指標(biāo)得分較低。也從而導(dǎo)致了兩種企業(yè)不同的管理者對企業(yè)是否需要選擇創(chuàng)新決策的不同觀點(diǎn)，即融資約束會(huì)調(diào)節(jié)國資介入與管理者情緒以及企業(yè)創(chuàng)新績效之間的相互作用。因此，提出本文的第四個(gè)假設(shè)：

H4：融資約束會(huì)負(fù)向調(diào)節(jié)國資介入與企業(yè)創(chuàng)新績效之間的關(guān)系。

本文研究框架如圖1所示。

圖1 研究框架

三、研究設(shè)計(jì)

（一）數(shù)據(jù)與樣本

本文從CSMAR 數(shù)據(jù)庫選取2010－2020年所有上市非ST公司的相關(guān)數(shù)據(jù)為研究樣本，刪除重復(fù)冗余后，共計(jì)得到7294 個(gè)觀測樣本。所有樣本處理與回歸檢驗(yàn)方法均通過Stata16.0 實(shí)現(xiàn)。

（二）變量定義

1.創(chuàng)新績效（INNO）

創(chuàng)新績效包括創(chuàng)新投入與創(chuàng)新產(chǎn)出，與創(chuàng)新投入相比，有效的創(chuàng)新產(chǎn)出要更容易獲取與界定。本文參考朱磊等（2016）的做法，采用上市公司滯后一期專利申請數(shù)的自然對數(shù)來衡量其創(chuàng)新績效。

2.國資介入（NATION）

在公司前十大股東中，國有持股比例占前十大股東總比例的比值。

3.管理者情緒（SENT）

首先借鑒姚加權(quán)等（2021）的做法，構(gòu)建情緒詞典具體內(nèi)容，再通過與管理者披露信息的交集分別計(jì)算積極情緒與消極情緒，則管理者情緒的代理變量（SENT）=管理者積極情緒-管理者消極情緒。

在構(gòu)建情緒詞典方面，采用如下帶有懲罰機(jī)制的詞頻法計(jì)算初始詞典中符合年報(bào)習(xí)慣，并經(jīng)過調(diào)整后的詞典詞語：

其中，Wn,N為綜合中科院漢語詞法分析系統(tǒng)（ICTCLAS）等的年報(bào)語料詞匯中可選正面詞n在收益為正的年報(bào)集合N中出現(xiàn)的次數(shù)；Wn,P為可選正面詞n在收益為負(fù)的年報(bào)集合N中出現(xiàn)的次數(shù)?？梢钥吹侥陥?bào)中的積極詞匯得分會(huì)隨著等式右邊左半部分?jǐn)?shù)值的增加而增加，引入等式右邊右半部分的懲罰機(jī)制之后，可以一定程度上降低積極詞序的誤判，并對之進(jìn)行合適的篩選與排序?？梢砸酝瑯拥姆绞胶Y選消極詞匯。由此得到更為可靠并且在語料庫與方法一致的情況下可重復(fù)的情緒詞典，本文得到情緒詞典部分（詞語不分先后），詳見表1。

表1 情緒詞典（部分）

在得到較為客觀準(zhǔn)確的情緒詞典之后，使用Stata 的文本分析功能對上市公司年報(bào)中基本情況的文本（basicmess）進(jìn)行交集篩選。文本中含有積極詞匯（positive）則積極積分加一，含有消極詞匯（negative）則消極積分加一，最后計(jì)算管理者綜合情緒指標(biāo)，計(jì)算方式如下：

其中，positiveit表示經(jīng)由公式（2）計(jì)算出的某公司某年的積極情緒總得分，negativeit表示經(jīng)由公式（2）計(jì)算出的某公司某年的消極情緒總得分。

4.融資約束（SA）

參考葉翠紅（2021）的定義方式，利用更常規(guī)的SA指數(shù)來衡量企業(yè)面臨的融資約束大小，SA越大表示企業(yè)所面臨的融資約束越大，其計(jì)算方法是：SA=0.434×SIZE2－0.737×SIZE－0.04×AGE。

5.控制變量

為了使上述四類變量之間的因果關(guān)系更為顯著，本文引入一系列控制變量，詳見表2。

表2 控制變量

（三）模型構(gòu)建

為了分析國資介入、管理者情緒與企業(yè)創(chuàng)新績效之間的傳導(dǎo)機(jī)制，本文參考林少疆等（2016）使用的傳導(dǎo)機(jī)制檢驗(yàn)方法，構(gòu)建如下模型：

上述四個(gè)公式可以分別驗(yàn)證H1、H2 與H3 的假設(shè)及管理者情緒的傳導(dǎo)效應(yīng)。為了驗(yàn)證H4，引入融資約束（SA）的調(diào)節(jié)效應(yīng)，建立如下模型：

在上述公式中，α0為截距（常數(shù)），αn,n＞0為變量的系數(shù)，Control為控制變量，ε為殘差。

四、實(shí)證分析

（一）描述性統(tǒng)計(jì)與相關(guān)性分析

本文主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)與相關(guān)性分析結(jié)果見表3。

表3 描述性統(tǒng)計(jì)量與Pearson 相關(guān)系數(shù)

由表3可以發(fā)現(xiàn)，2010－2020年全行業(yè)樣本的專利申請數(shù)均值約13.818（e2.626）個(gè)?？傮w來看所有樣本的國資介入、管理者情緒等變量在均值、最小值、最大值的數(shù)值上均有較大差異，這說明不同企業(yè)的組間差異較大，即這些樣本企業(yè)均具有一定代表性，涵蓋了變量不同的取值會(huì)使得結(jié)論更具備普適性。其余變量取值均在可接受范圍內(nèi)波動(dòng)。

（二）回歸結(jié)果討論

為了更好地討論管理者情緒的傳導(dǎo)效應(yīng)以及融資約束的調(diào)節(jié)效應(yīng)，對樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行相應(yīng)回歸，表4的（1）～（5）列分別對應(yīng)公式（5）～（9）的回歸結(jié)果。

表4 管理者情緒的傳導(dǎo)效應(yīng)與融資約束的調(diào)節(jié)效應(yīng)

由表4回歸結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，第（1）列中國資介入在1%的顯著水平上正向提升管理者情緒，H2 得到驗(yàn)證；第（2）列中國資介入在10%的顯著水平上提升企業(yè)的創(chuàng)新績效，H1 得到驗(yàn)證；第（3）列中，管理者情緒對企業(yè)創(chuàng)新績效的影響顯著，H3 得到驗(yàn)證。同時(shí)，最后一列的兩階段最小二乘法也能夠在一定程度上排除反向因果的內(nèi)生性干擾。根據(jù)表4第（1）、（3）和（4）列的結(jié)果，借鑒Baron 和 Kenny（1986）提出的傳導(dǎo)效應(yīng)逐步檢驗(yàn)法，可以驗(yàn)證管理者情緒在國資介入與企業(yè)創(chuàng)新績效之間的傳導(dǎo)效應(yīng)。參考溫忠麟等（2004）的結(jié)論可以發(fā)現(xiàn)，在第（1）列和第（3）列中自變量NATION、SENT系數(shù)較為顯著，但在第（4）列中國資介入的變量NATION的系數(shù)并不顯著，表示管理者情緒SENT在該傳導(dǎo)路徑中影響顯著。第（4）列中國資介入變量的t 值為1.532，接近10%的顯著水平，結(jié)合表4第（5）列融資約束（SA）交乘項(xiàng)的系數(shù)（-0.750）與顯著性水平（1%），可以判斷融資約束在其中存在一定的調(diào)節(jié)效應(yīng)，但會(huì)受管理者情緒變量干擾。在模型（8）和模型（9）中分別對國資介入（NATION）求偏導(dǎo)可以得到納入融資約束（SA）后，國資介入對企業(yè)創(chuàng)新績效的影響大小以及方向。

綜上所述，α1與β2均大于零，β1小于零；此外，根據(jù)表3可知SA衡大于零，證明融資約束（SA）的存在負(fù)向調(diào)節(jié)國資介入對企業(yè)創(chuàng)新績效的影響，假設(shè)H4 得到驗(yàn)證。

（三）融資約束的門檻效應(yīng)分析

本文選用的融資約束變量（SA）為連續(xù)型變量，所以僅以行業(yè)融資約束均值或者觀測年度內(nèi)企業(yè)的融資約束均值衡量該企業(yè)的融資約束程度可能不夠合理，故采用門檻回歸的方式來分析不同取值下的融資約束對管理者情緒以及企業(yè)創(chuàng)新績效的影響。采用的門檻回歸公式如下：

其中，Y表示門檻回歸中的被解釋變量，X表示門檻回歸中的主要解釋變量，γ 表示融資約束的門檻值，I為示性函數(shù)，當(dāng)括號(hào)內(nèi)容成立時(shí)取1，反之取0；Control表示控制變量，C表示常數(shù)項(xiàng)，u、v、e分別表示行業(yè)效應(yīng)、年份效應(yīng)與誤差。為了滿足門檻回歸的平衡面板要求，本文對缺失數(shù)據(jù)采用插值法填充，并進(jìn)行了一定的縮尾處理，門檻回歸結(jié)果如表5所示。

表5 融資約束的門檻效應(yīng)回歸

表5第（1）列的結(jié)果表明，在國資介入與企業(yè)創(chuàng)新績效之間，融資約束的門檻值為4.440，在門檻值上下國資介入對企業(yè)創(chuàng)新績效的影響都在10%的水平上顯著，且方向一致，這充分說明在不同的融資約束條件下，國資介入對企業(yè)的創(chuàng)新績效存在正向影響，且在高融資約束限制下影響更顯著。該實(shí)證結(jié)果也充分印證了現(xiàn)有文獻(xiàn)提到的國資介入對企業(yè)融資約束的抑制作用，同時(shí)第（2）列與第（3）列亦能得出類似結(jié)論。

（四）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了驗(yàn)證假設(shè)H1 的穩(wěn)健性，本文通過組間T 檢驗(yàn)來檢驗(yàn)國資介入是否會(huì)造成企業(yè)創(chuàng)新績效的顯著差異，結(jié)果見表6。

從表6可知，無國資介入的樣本共計(jì)4850 條，有國資介入的樣本共計(jì)2444條。T 檢驗(yàn)結(jié)果表示，在1%的顯著水平上拒絕兩組創(chuàng)新績效相同的原假設(shè)，表明國資介入與否對企業(yè)的創(chuàng)新績效影響有著顯著的差異。為了進(jìn)一步分析其余假設(shè)的有效性與穩(wěn)健性，本文別采用研發(fā)投入占營業(yè)收入比例的虛擬變量與研發(fā)人員數(shù)量占比的虛擬變量作為管理者過度自信的代理變量（若公司當(dāng)年該變量取值大于同行業(yè)同年指標(biāo)中位數(shù)則取1，否則取0）。穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果見表7。

表6 組間T 檢驗(yàn)

表7 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

表7（續(xù)）

結(jié)合表7可以發(fā)現(xiàn)，使用不同的管理者過度自信指標(biāo)代替管理者情緒指標(biāo)后，變量之間相互關(guān)系的影響數(shù)額與顯著性水平略有變動(dòng)，但大部分變量之間的影響關(guān)系仍在1%的水平上顯著，且基本的影響方向并未發(fā)生變化。穩(wěn)健性檢驗(yàn)的結(jié)論如下：（1）國資介入仍然有助于提升管理者情緒水平，H2 的穩(wěn)健性得到驗(yàn)證；（2）管理者情緒水平的提升會(huì)顯著影響企業(yè)的創(chuàng)新績效，H3 的穩(wěn)健性得到驗(yàn)證；（3）更換管理者情緒指標(biāo)后融資約束（SA）的調(diào)節(jié)效應(yīng)仍表現(xiàn)為顯著的負(fù)向影響，H4 的穩(wěn)健性得到驗(yàn)證。

五、結(jié)論與建議

先前的研究僅在管理者過度自信方面探討股權(quán)結(jié)構(gòu)對企業(yè)創(chuàng)新績效的影響，且樣本僅限于高科技企業(yè)，結(jié)論缺乏普適性。本文拓展了管理者情緒指標(biāo)，以2010—2020年我國上市的非ST 公司為樣本，補(bǔ)充了樣本，深入討論了國資介入、管理者情緒以及企業(yè)創(chuàng)新績效三者之間的關(guān)系。研究發(fā)現(xiàn)，上市公司整體層面存在如下現(xiàn)象：（1）國資介入對企業(yè)管理者情緒存在顯著的正向影響；（2）國資介入對企業(yè)創(chuàng)新績效的影響表現(xiàn)為顯著的正相關(guān)；（3）管理者情緒在國資介入對企業(yè)創(chuàng)新績效的影響中具有促進(jìn)作用；（4）融資約束會(huì)負(fù)向調(diào)節(jié)國資介入對企業(yè)創(chuàng)新績效的正向影響。

本文在新的視角下定義了管理者情緒的計(jì)量方式，為國資介入對提升企業(yè)創(chuàng)新績效的方式提供了新的參考。首先，企業(yè)的管理者應(yīng)保持一定程度的“非理性”，這需要企業(yè)為管理者提供不完全依賴于公司財(cái)務(wù)績效的獎(jiǎng)懲措施，減少管理者“完全理性”行為帶來的代理問題及“短視”行為，以保證在管理者迎合市場形勢獲得充分資金之時(shí)仍能做出有利于企業(yè)長期發(fā)展的創(chuàng)新決策，保證公司的創(chuàng)新績效水平合理。其次，國資介入有助于緩和管理者情緒對企業(yè)創(chuàng)新績效的負(fù)面影響，所以國資政府方面可以考慮扶持一些有價(jià)值的新興科技行業(yè)，給予其足夠的“底氣”，讓其能夠避免因過度迎合市場而導(dǎo)致的創(chuàng)新“夭折”。