战略差异度对企业技术创新的影响：代理成本的中介作用

孙 洁，殷方圆

(天津财经大学 会计学院，天津 300222)

0 引言

习近平总书记在党的十九大报告中明确指出:“我国经济已由高速增长阶段转向高质量发展阶段。”创新是驱动高质量发展的第一动力，企业作为创新主体，其创新活动受哪些因素影响，是理论界和实务界关注的热点话题。战略是企业对基本性、整体性和长期性问题的谋略，是企业为获得竞争优势进行的一系列决策[1]。战略定位与企业行为决策密切相关[2]，在战略目标引领下，战略定位直接影响企业技术创新决策。因此，研究战略定位对企业技术创新的影响具有重要理论意义和实践价值。

在相同的监管环境和行业竞争环境中，同行业内企业在长期发展中相互交流借鉴，形成相似的技术水准与产品行业标准以及相同的架构体系与风险机制[3]。行业中多数企业选择的战略模式称为行业标准战略或行业常规战略。随着技术发展及经营环境变化，为获得竞争优势，部分企业采取与行业常规战略不同的战略模式，以使自身产品、服务和形象有别于竞争对手[1]。学术界将企业战略偏离行业常规战略的程度称为战略差异度。已有研究表明，战略差异度并非越大越好，较大的战略差异容易产生经营风险和业绩波动[4]，导致企业信息不对称程度提高、代理问题严重[5]，容易诱发管理层机会主义行为。由于创新活动具有研发周期长、资金投入大、研发失败风险高等特点，不符合管理层自利动机。因此，战略差异度可能抑制企业技术创新活动。基于此，本文收集中国A股上市公司2007—2019年数据，从差异度视角出发，深入探讨战略差异对企业技术创新活动的影响及二者之间的传导路径。

本文研究贡献和创新点主要体现在以下方面：首先，现有关于企业技术创新影响因素的研究主要从企业外部环境和内部治理因素两方面展开，外部环境因素主要有宏观产业政策[6-7]、金融发展水平[8]、政治关联[9]、政府补助和税收负担[10-11]等，内部治理因素主要包括董事会结构[12]和薪酬考核制度[13]等。尚未有文献探讨企业战略定位对技术创新的影响，本文从差异度视角出发，将战略定位引入企业技术创新影响因素研究中，丰富了企业战略定位与技术创新关系的研究。其次，已有研究表明，战略差异度越大，企业经营业绩波动性越大[4]，资本成本越高[14]，违约风险增加[5]，企业盈余管理程度和股价崩盘风险越高[14-15]。本文从企业技术创新视角，探讨战略差异度的经济后果，丰富了战略差异度经济后果的相关文献，拓展了战略差异度对企业技术创新行为及其后果的研究领域。最后，基于影响机理检验发现，代理成本在战略差异度与企业技术创新的关系中起中介作用，进一步揭示了战略差异度影响企业技术创新的传导路径。

1 文献回顾

1.1 企业技术创新影响因素

学界关于企业是否创新、创新强度以及效率与产出的影响因素研究取得了丰硕成果，相关研究主要围绕影响企业技术创新的内外部因素展开。在外部因素方面，学者们认为，技术创新是一项需要高额、持续和稳定资金投入的活动，因此外部资本支持和宽松的融资环境能为企业技术创新活动提供强大支撑力。如余明贵等[6]发现，我国产业政策能显著促进受鼓励企业技术创新，且对民营企业的促进作用更强；黎文靖和郑曼妮[7]研究发现，受国家产业政策支持的企业存在“寻扶持”而创新的现象，产业政策激励了企业创新数量而非质量；Howell[10]发现，政府补助促进了高科技行业技术创新，却降低了企业平均经济效益；李林木等[11]研究发现，除产业政策和政府补助外，税费负担的减轻也能显著提高企业技术创新能力，增加企业创新成果；党力等[9]发现，反腐败政策出台后，企业寻求政治关联的相对成本被迫提高，进而转向提高创新水平和创新能力。此外，地区法律环境和金融发展水平也会对企业技术创新活动产生影响。如Moser[16]研究发现，没有颁布专利保护法的国家，其企业创新活动主要集中于市场地位较低、专利技术不重要的产业领域，而颁布了专利保护法的国家，其企业创新活动更加多元化；李春涛等[8]发现，城市金融科技发展水平通过提高政府财政政策和税收政策的有效性，促进企业技术创新。

在内部因素方面，现有研究主要围绕公司治理因素展开。学者们认为，较高的公司治理水平有助于企业技术创新。具体而言，在董事特征方面，胡元木和纪端[17]发现，技术专家型董事拥有技术优势，一方面通过提供专业建议降低研发失败风险，另一方面也能识别管理层对研发费用的操控，降低代理成本，因此能显著提高企业创新效率；张丹和郝蕊[18]基于社会关系网络视角发现，连锁董事网络特征通过信息与资源流动渠道，对企业技术创新绩效产生促进作用。在高管激励方面，池国华等[13]研究发现，基于经济增加值(EVA)的考核制度，通过缓解股东与管理层的代理冲突，发挥监督作用，促进企业技术创新水平提升。

1.2 战略差异度的经济后果

一般而言，企业愿意选择行业常规战略，以确保经营的合法性和稳定性，减少不确定性[19]。当企业战略差异度较大时，企业面临的不确定性也更大。从这一视角出发，现有研究主要探讨了企业战略差异度与业绩波动程度、经营风险等的相关关系。如Tang等[4]研究发现，CEO在战略决策中占据主导地位的企业更愿意实施差异化战略，其业绩波动幅度更大；王化成等[5]发现，战略差异度提高了企业违约风险。此外，选择偏离行业常规的战略可能增加企业代理成本[1,5]。基于这一视角，学者们从盈余管理、会计稳健性、资本成本、税收规避、投资效率、股价崩盘风险和企业信用评级等方面探讨战略差异度的经济后果。如孙健等[20]研究发现，战略激进的企业有更高融资需求，盈余管理动机更强烈；刘行(2016)将企业战略分为探索型、分析型和防御型，其中探索型企业的会计稳健性水平更低，分析型次之，防御型最高；李志刚和施先旺[21]研究发现，企业战略差异度与债务资本成本显著正相关，战略差异度越大，企业获得的银行借款金额越少、期限越短；王化成等[22]认为，战略差异度大的企业，其信息不对称程度更高，经营风险更大，面临更高的权益资本成本；袁蓉丽等[1]发现，企业战略差异度越大，对风险的接受水平越高，避税行为越激进；Navissi等[23]从投资效率视角考察战略定位对企业投资行为的影响，发现防御型企业往往投资不足，进攻型企业更容易出现过度投资；Habib&Hasan[15]研究发现，战略差异度大的企业更倾向于隐藏坏消息，股价崩盘风险更高。

已有研究表明，企业外部环境主要通过资源注入和制度改善，对企业技术创新活动产生影响，而企业内部则需要提高公司治理水平、降低代理成本从而促进企业技术创新。企业战略差异度增大，可能会带来信息不对称、代理成本、经营风险等问题，最终影响企业技术创新决策。现有文献尚未关注战略差异度对企业技术创新的影响，为本研究提供了机遇。因此，本文拟考察战略差异度对企业技术创新的影响，并对代理成本是否发挥中介效应进行检验。

2 理论分析与研究假设

2.1 战略差异度与企业技术创新

新制度主义理论认为，企业为了更快适应制度环境、增强经营合法性、减少不确定性，往往会选择跟随行业常规战略[23]。然而，常规战略并不能形成企业竞争优势，同质化产品与服务往往使企业面临更加残酷的低成本竞争。因此，部分企业会选择偏离行业常规战略，以期获得有别于其它竞争者的竞争优势。然而，已有文献发现，企业偏离行业常规战略的程度并非越大越好，反而会给企业带来经营风险、信息不对称和代理成本等问题。

行业常规战略往往是行业内企业历经失败、总结经验后积累沉淀下来的，直接跟随行业常规战略有助于企业获取资源、适应制度环境和减少不确定性[19]。选择背离行业常规战略的企业，因无法借鉴已有成熟行业经验，将面临更高经营风险，经营业绩波动幅度更大，企业未来现金流的持续性和稳定性变差，资金断裂风险更高。一方面，企业实施差异化战略需要投入大量资金构建新商业模式和开拓新销售渠道；另一方面，面对未知的新领域和新市场，企业未来现金流量存在较大不确定性，经营风险升高。在巨额资金投入和经营风险增大的双重压力下，实施差异化战略的企业可能会放弃同样需要资金投入且失败风险高的创新项目，进而影响企业技术创新水平。

从债权人视角看，实施差异化战略的企业不仅面临更高的违约风险，且信息不对称程度更高。首先，实施差异化战略的企业，未来现金流波动幅度较高，盈余持续性较差，能否按期清偿贷款存在较大不确定性，贷款违约风险较高。其次，与行业常规战略相比，银行等金融机构对企业实施差异化战略的内容、过程及可能的结果都不甚了解，且无现成经验可借鉴，信息不对称程度较高。再次，信息不对称也为管理层实施盈余管理或其它机会主义行为创造了条件，加剧了债权人的信息风险。因此，企业战略差异度越大，银行对其贷款申请越谨慎[21]。而企业技术研发需要大量资金投入，差异化战略导致银行贷款减少，融资约束加大，进而无法为创新项目提供充足的资金支持。基于以上分析，本文提出如下假设：

H1：战略差异度会抑制企业技术创新。

2.2 战略差异度、代理成本与企业技术创新

选择偏离行业常规战略的企业，其代理成本更高。一方面，战略差异度较大的企业，其经营风险和违约风险更高，往往存在管理层故意隐藏坏消息等增加信息不对称的情况。另一方面，战略差异在客观上也会造成企业与投资者之间的信息不对称。战略的偏离不仅增加了投资者收集相关信息的难度和成本，也使得投资者无法依据原有常规战略经验对企业价值进行评价[5]。主客观因素的叠加造成企业与投资者之间信息不对称程度增加，为管理层谋求个人私利提供了机会。因此，战略差异度较大的企业往往面临较高的代理成本[5]。

所有权与经营权分离形成的委托代理关系是现代企业的一个重要特征。利益目标不同加之信息不对称会导致股东与经理人之间的代理冲突，增加企业代理成本。代理问题严重的企业，管理层以实现自身利益最大化而非企业或股东利益最大化为目标，管理层的寻租成本和在职消费等隐性成本较高，会对技术创新产生一定挤出效应[24]。技术创新是一个长期积累的过程，需要管理者持续付出，但技术创新成果的最终受益者却是企业股东，管理者只能取得薪酬契约规定范围内的报酬；而且技术创新活动投资周期长、风险高，一旦研发失败，管理层要承担主要责任，甚至可能影响其职业生涯。技术创新活动付出与回报不对等不符合管理层的自利动机。因此，代理问题严重的企业，技术创新可能会因不符合管理层利益最大化而被抑制。综上所述，企业代理问题越严重，意味着管理层机会主义动机越强，对技术创新的抑制作用也越强。

战略差异度可能通过提高代理成本抑制企业技术创新。一方面，选择偏离行业常规战略的企业，其信息不对称程度更高，在缺乏外部投资者监管的情况下，管理层更容易发生寻租等谋求个人私利的行为，进而抑制企业技术创新。已有研究表明，战略激进的企业更容易出现过度投资[23]，大量资金被低效率甚至无效率占用，会对技术创新活动产生挤出效应，进而减少创新投入与产出。另一方面，战略差异度越大，企业业绩波动幅度越高[4,20]。管理层为了降低业绩波动对自身利益的影响，可能更倾向于投资期限短、收益见效快的项目，而放弃需要持续投入的高质量技术创新项目。因此，战略差异度可能会导致代理成本增加，减少企业技术创新活动。基于此，本文提出如下假设：

H2：代理成本在战略差异度与企业技术创新的关系中具有中介作用。

3 研究设计

3.1 样本选择与数据来源

本文选取2007-2019年中国A股上市公司为初始研究样本。由于我国财政部在2006年颁布了新的《企业会计准则》，为保证数据计算口径的一致性，本文数据选取自2007年开始。进一步地，本文对初始样本进行如下筛选：①剔除ST和上市年限不足一年的样本；②剔除金融和保险行业样本；③剔除数据异常和关键变量存在缺失的样本。最终得到17 019个有效观测样本。为消除异常值对实证结果的影响，对所有连续变量进行上下1%的缩尾处理。所有数据均来源于CSMAR数据库。

3.2 变量定义

(1)企业技术创新(Innovation)。已有研究主要从创新投入和创新产出方面测度企业技术创新，其中创新投入主要从资金投入和人员投入两个维度进行度量，创新产出主要从专利申请、授权和引用3个层面衡量。借鉴周冬华等[24]、李春涛等[8]的研究，本文采用专利申请数作为衡量企业技术创新的代理变量，并使用研发投入(RD)进行稳健性检验。借鉴已有分类方法，将企业专利产出分为发明专利和非发明专利，其中非发明专利为实用新型专利和外观设计专利之和。使用企业当年专利申请总数(Total)、发明专利申请数(Invent)和非发明专利申请数(UD)测度企业技术创新(Innovation)。由于部分企业专利申请数为零，借鉴李春涛等[8]的做法，分别将上述3种专利申请数加1后取自然对数。

(2)战略差异度(DS)。战略差异度是指企业偏离行业常规战略的程度。战略的本质是资源配置策略，战略差异度表现为对各方面资源配置偏离行业平均水平的程度。因此，借鉴Tang等[4]的做法，本文从资本密集度(期末固定资产净值/员工总人数)、固定资产更新程度(期末固定资产净值/期末固定资产原值)、财务杠杆(期末债务总额/所有者权益总额)、管理费用支出(管理费用与营业收入的比值)、销售费用支出(广告费用支出与营业收入的比值)、研发支出(研发费用与营业收入的比值)6个不同维度测度企业战略差异。由于无法获得可靠的广告费用和研发费用数据，分别用销售费用和无形资产净额进行替代。同时，本文对每个维度指标如下处理：①分年度、分行业计算指标均值与标准差；②进行标准化处理，将指标减去行业均值后，除以行业标准差；③将标准化后的结果取绝对值，即得到企业在每个维度上偏离行业平均水平的程度；④求指标在企业层面的平均值，即可得到每个企业的战略差异度，记为DS。DS值越大，表示企业战略差异度越大。

(3)代理成本(Agency)。借鉴王明琳等[25]的做法，并考虑结论的可理解性，本文采用总资产周转率的负值度量，Agency值越大，表示企业代理成本越高。

(4)控制变量。借鉴周冬华等[24]、李春涛等[8]的研究，本文选择公司规模(Size)、负债水平(LEV)、盈利能力(ROA)、市账比(MB)、现金持有水平(Cash)、资产流动性(CFO)、资本性支出(Invest)、高管持股比例(ExeShare)、高管薪酬(ExePay)、员工工资水平(Wage)、两职合一(Dual)、产权性质(SOE)和上市年数(Age)作为控制变量，同时控制了年度(Year)、行业(Ind)和地区(Pro)效应。具体变量定义如表1所示。

表1 变量定义

3.3 模型设定

为分析战略差异度对企业技术创新的影响，本文构建如下回归模型：

Innovationi,t=α0+α1DSi,t-1+α2Sizei,t-1+α3LEVi,t-1+α4ROAi,t-1+α5MBi,t-1+α6Cashi,t-1+α7CFOi,t-1+α8Investi,t-1+α9ExeSharei,t-1+α10ExePayi,t-1+α11Wagei,t-1+α12Duali,t-1+α13SOEi,t-1+α14Agei,t-1+Year+Ind+Pro+ε

(1)

其中，被解释变量Innovationi,t代表企业技术创新。解释变量为企业战略差异度(DS)，为缓解内生性造成的结果偏差，本文使用滞后一期的战略差异度进行回归分析。式(1)中战略差异度的系数α1是本文关注重点，用于度量战略差异度对企业技术创新的影响。若H1成立，则α1应显著为负，即战略差异度会抑制企业技术创新。

为考察代理成本是否在战略差异度与企业技术创新的关系中起中介作用，借鉴Sobel[26]的做法，本文构建如下中介效应模型：

Agencyi,t=γ0+γ1DSi,t-1+γ2Sizei,t-1+γ3LEVi,t-1+γ4ROAi,t-1+γ5MBi,t-1+γ6Cashi,t-1+γ7CFOi,t-1+γ8Investi,t-1+γ9ExeSharei,t-1+γ10ExePayi,t-1+γ11Wagei,t-1+γ12Duali,t-1+γ13SOEi,t-1+γ14Agei,t-1+Year+Ind+Pro+ε1

(2)

Innovationi,t=θ0+θ1DSi,t-1+θ2Agencyi,t-1+θ3Sizei,t-1+θ4LEVi,t-1+θ5ROAi,t-1+θ6MBi,t-1+θ7Cashi,t-1+θ8CFOi,t-1+θ9Investi,t-1+θ10ExeSharei,t-1+θ11ExePayi,t-1+θ12Wagei,t-1+θ13Duali,t-1+θ14SOEi,t-1+θ15Agei,t-1+Year+Ind+Pro+ε2

(3)

式(2)用于检验战略差异度(DS)对代理成本(Agency)的影响，式(3)在式(1)基础上引入代理成本，检验中介变量加入模型后，战略差异度对企业技术创新的影响。

4 实证结果分析

4.1 描述性统计

表2报告了主要变量的描述性统计结果。未取对数的专利申请数Total_num、Invent_num和UD_num最大值分别为7 073、5 855和4 030，标准差分别为251.000、168.000和110.000，最大值与最小值之间差距较大，表明上市公司专利申请数量存在较大差异。战略差异度(DS)的均值为0.558，标准差为0.292，在0.156～1.950之间波动，表明与行业平均水平相比，部分企业战略差异度较大。其它控制变量均在合理范围内，不再赘述。

4.2 战略差异度与企业技术创新关系分析

表3报告了战略差异度与企业技术创新关系的检验结果。列(1)、(2)、(3)显示了只加入控制变量年度(Year)、行业(Ind)和地区(Pro)的回归结果，战略差异度(DS)的系数在10%统计水平上显著为负；列(4)、(5)、(6)显示了加入其它控制变量的回归结果，战略差异度(DS)的系数分别为-0.100、-0.129和-0.096，其中，战略差异度(DS)与专利申请总数(Total)的回归系数在1%水平上显著，与发明专利(Invent)、非发明专利(UD)的回归系数均在5%水平上显著。表明战略差异度越大，企业技术创新水平越低，即战略差异度抑制了企业技术创新，验证了H1。

表2 描述性统计结果

4.3 代理成本的中介效应分析

如前文所述，企业战略差异度越大，与投资者的信息不对称程度越高，投资者可能无法对管理层实施有效监督，从而使代理问题越严重。当管理层以私人利益最大化为目标时，由于信息不对称和代理问题，管理层可能为了个人私利做出损害企业长期价值的短视行为。因此，本文认为，战略差异度较大的企业可能因存在代理问题，对企业创新活动产生抑制作用，即代理成本是战略差异度影响企业技术创新的中介路径之一。

表3 战略差异度与企业技术创新基准回归结果

表4报告了中介效应模型的回归结果。列(1)为战略差异度与代理成本关系的回归结果，其中战略差异度(DS)的系数为0.084，且在1%的水平上显著为正，说明战略差异度越大，企业代理成本越高。列(2)中，战略差异度(DS)和代理成本(Agency)的系数分别为-0.078和-0.257，且分别在5%和1%的水平上显著，根据Sobel检验计算公式得到Z统计量为-3.441，P值为0.000 5，说明战略差异度、代理成本与企业技术创新之间存在显著中介效应，即代理成本是战略差异度抑制企业技术创新的作用渠道。列(3)中，战略差异度(DS)的系数为-0.123，且在5%的水平上显著，代理成本(Agency)的系数虽然为负但并不显著，Sobel检验也不支持中介效应，说明战略差异度并没有通过代理成本抑制企业发明专利产出。列(4)中，战略差异度(DS)的系数在10%水平上显著，代理成本(Agency)的系数为-0.292，且在1%的水平上显著，说明代理成本在战略差异度与非发明专利的关系中起部分中介作用，Sobel检验也支持了这一结论。综上所述，代理成本在战略差异度与企业技术创新的关系中发挥中介作用，且与发明专利相比，代理成本的中介作用在战略差异度与非发明专利关系中更为显著，验证了H2。

4.4 内生性检验

为缓解可能存在的内生性问题对实证结果的影响，本文采用固定效应模型、工具变量法和倾向得分匹配法，对战略差异度与企业技术创新的关系进行进一步检验。

表4 战略差异度、代理成本与企业技术创新回归结果

(1)固定效应模型。为避免企业间不随时间变化的个体差异对实证结果产生影响，本文使用固定效应模型对战略差异度与企业技术创新的关系进行重新检验。结果显示，战略差异度的系数分别为-0.127、-0.097和-0.120，均在5%的统计水平上显著，与前文结果一致，表明研究结论不受使用模型影响。

(2)工具变量法。本文基准回归结果表明，战略差异度与企业技术创新呈负相关关系。这一研究结论可能受到未观测到因素影响，为缓解这一内生性问题对估计结果造成的偏误，本文采用工具变量法进行检验。选择战略差异度年度行业均值(DS_mean)作为企业战略差异度的工具变量。一般来说，同一行业上市公司的战略定位具有相似性[5]，因此公司战略差异度受同行业其它企业战略差异度平均水平影响，但同行业其它企业的战略差异度不会对本公司技术创新产生影响。弱工具变量检验结果显示，F值为655.806，显著大于10，且P值为0.000，说明本文选取的工具变量是合理的。

工具变量法的回归结果显示，战略差异度年度行业均值(DS_mean)的系数为0.944，且在1%的统计水平上显著，表明企业战略定位受同行业其它企业战略定位影响，符合本文预期。由于篇幅限制，固定效应模型和工具变量法的回归结果并未报告，留存备索。

(3)倾向得分匹配法。由于战略定位是由管理层基于企业目前所处环境和拥有的资源禀赋确定的，因此解释变量战略差异度(DS)并非随机的，而是有选择的。为了进一步克服样本中可能存在遗漏变量问题，本文采用倾向得分匹配法进行检验。首先，按照战略差异度(DS)年度行业中位数将样本分为两组。战略差异度较大的组为实验组，较小的组为对照组。其次，将两组样本在公司规模、财务杠杆、盈利能力、市账比、现金持有水平、资产流动性、资本性支出、高管薪酬、上市年龄、是否两职合一以及产权性质方面进行匹配。平衡性检验结果显示，匹配后，样本变量(除市账比和年龄外)的标准化偏差均在5%以内，匹配效果良好(见表5)。最后，对匹配后的样本重新进行多元回归分析，结果见表6。结果显示，战略差异度(DS)的估计系数均显著为负，表明在消除由协变量系统性差异导致的研究结果偏误后，本文研究结论依然稳健。

表5 平衡性检验结果(倾向得分匹配法)

表6 匹配后样本多元回归分析结果

4.5 稳健性检验

(1)战略差异度的敏感性测试。本文使用销售费用和无形资产净额替代广告费用与研发费用，由此可能产生度量偏误。借鉴已有做法，本文将销售费用支出和研发支出两个维度排除，按同样步骤和方法使用剩下4个维度重新构建战略差异度，用DS2表示。以DS2为被解释变量，重新进行回归，结果见表7。列(1)、(2)、(3)显示了战略差异度敏感性测试结果，DS2的回归系数均在5%的水平上显著为负，与前文结果一致，表明本文研究结论较为稳健。

(2)企业技术创新的敏感性测试。前文使用上市公司当年专利申请数量度量企业技术创新产出，在敏感性测试中，本文使用上市公司当年专利授权数量对企业技术创新产出重新进行度量。同样地，考虑到部分企业专利授权数量为零，因此对专利授权数量加1取自然对数，且分别用专利授权总量(Gra_Total)、发明专利授权量(Gra_Invent)和非发明专利授权量(Gra_UD)度量技术创新。表7列(4)、(5)、(6)显示了被解释变量分别为Gra_Total、Gra_Invent和Gra_UD时的回归结果，战略差异度(DS)的系数均显著为负，与前文结论保持一致，说明本文结论较为稳健。

(3)使用研发投入作为被解释变量。无论是专利申请数量还是授权数量均反映企业技术创新产出水平，然而战略差异主要通过影响技术创新投入，进而影响技术创新产出。为进一步检验战略差异度与企业技术创新的关系，本文使用研发投入加1取自然对数(RD)进行稳健性检验[27]。表7列(7)、(8)分别显示了被解释变量为RD、解释变量为DS和DS2时的回归结果，DS和DS2的系数均显著为负，与前文结论保持一致，表明本文结论较为稳健。

表7 战略差异度、企业技术创新敏感性测试与基于研发投入的稳健性检验结果

5 异质性分析

5.1 基于产权性质的分样本研究

考虑到我国特殊制度背景，战略差异度对企业技术创新的抑制作用可能会受公司产权性质影响。在不考虑战略差异度的情况下，一般认为，国有企业的代理问题比民营企业更严重。一方面，国有企业存在的所有者缺位和多层委托代理关系，导致代理问题严重；另一方面，国有企业的限薪政策无法充分发挥薪酬激励机制的作用。因此，如果战略差异度通过增加代理成本影响企业技术创新，本文预测，这种抑制作用在民营企业中更加显著。

基于上述分析，本文从产权性质视角对战略差异度与企业技术创新的关系进行检验。按产权性质将样本分为国有企业样本组(SOE)和民营企业样本组(Non-SOE)。表8报告了基于产权性质分组的战略差异度与企业技术创新关系回归结果。结果显示，在民营企业样本组中，战略差异度与企业技术创新呈显著负相关关系，表明民营企业的战略差异会显著抑制企业技术创新，尤其是发明专利创新；在国有企业样本组中，战略差异度与企业技术创新的负向关系并未通过显著性检验。因此，与国有企业相比，民营企业实施差异化战略更可能抑制企业技术创新。

5.2 基于融资约束的分样本研究

已有研究表明，企业创新活动往往受融资约束限制。一方面，创新活动本身需要持续大量资金投入；另一方面，创新活动一般信息透明度不高，容易引发道德风险，且回报产出不确定性较高，使得银行等金融机构借款意愿较低。因此，如果企业在面临较高融资约束的情况下继续实施偏离行业常规的战略，可能会因资本成本增加而加剧企业融资约束[25,27]，抑制企业技术创新。因此，本文预测，与融资约束较小的企业相比，面临较大融资约束的企业，战略差异度对企业技术创新的抑制作用更显著。

表8 产权性质、战略差异度与企业技术创新回归结果

基于此，本文进一步考察融资约束情境下战略差异度与企业技术创新的关系。本文使用Hadlock & Pierce[28]构建的SA指数度量企业面临的融资约束，计算公式为：SA= |-0.737×Size+0.43×Size2-0.04×Age|。SA指数越大，表示企业面临的融资约束越高。按SA指数年度行业均值将上市公司分为融资约束较高组(SA-High)和融资约束较低组(SA-Low)。表9报告了融资约束情境下战略差异度与企业技术创新关系的回归结果。结果显示，在融资约束较高的组别中，战略差异度与企业技术创新显著负相关，表明如果企业面临较高的融资约束，实施偏离行业常规的战略会抑制企业技术创新；在融资约束较低的组别中，战略差异度与企业技术创新的关系并未通过显著性检验。因此，与本文预期一致，与融资约束较低的企业相比，战略差异度与企业技术创新的负向关系在融资约束较高的企业中更为显著。

表9 融资约束、战略差异度与企业技术创新回归结果

5.3 基于市场竞争地位的分样本研究

市场竞争地位不同可能会影响战略差异度与企业技术创新的关系。已有研究指出，市场竞争地位较高的企业，在经营活动中往往拥有强大“造血”能力以及稳健的经营现金流，且面临的外部融资约束较小。因此，与市场竞争地位较低的企业相比，市场竞争地位较高的企业能够有效克服战略差异导致的融资约束对企业技术创新的影响。基于此，本文预测，战略差异度对企业技术创新的抑制作用在市场竞争地位较低的企业中更为显著。

基于上述分析，本文进一步考察不同市场竞争地位情境下战略差异度与企业技术创新的关系。借鉴徐玉德和韩彬[29]的做法，本文采用勒纳指数(PCM)度量企业市场竞争地位，其中，PCM=(营业收入-营业成本-销售费用-管理费用)/营业收入。按勒纳指数年度行业中位数将样本分为市场竞争地位较高组(PCM-High)和市场竞争地位较低组(PCM-Low)。表10报告了不同市场竞争地位下战略差异度与企业技术创新关系的回归结果。结果显示，在市场竞争地位较低的组别中，战略差异度与企业技术创新呈显著负相关关系；在市场竞争地位较高的组别中，两者关系并不显著。这表明，与市场竞争地位较高的企业相比，战略差异会显著抑制市场竞争地位较低企业的技术创新，与本文预期一致。

表10 市场竞争地位、战略差异度与企业技术创新回归结果

6 结论与启示

本文基于2007—2019年中国A股上市公司样本数据，考察了战略差异度对企业技术创新的影响。研究表明，战略差异度与企业技术创新呈显著负相关关系，即企业实施的战略偏离行业常规战略程度越大，企业技术创新越少；中介效应检验发现，代理成本是战略差异度影响企业技术创新的中介路径之一；战略差异度与技术创新的负向关系仅在民营企业、融资约束较大的企业以及市场竞争地位较低的企业中显著。

本研究从战略差异视角拓展了现有文献对企业技术创新活动的认识，丰富了企业技术创新影响因素与战略差异经济后果的相关文献，厘清了二者之间关系的传导路径，具有一定理论意义和实践价值。基于以上结论，本文得到如下启示：

(1)创新为企业高质量发展提供动力支撑，而技术创新在一定程度上受企业战略差异度影响，企业战略定位偏离行业常规战略程度越大，技术创新活动越少。这一结论有助于理解战略定位对企业技术创新活动的影响，对战略制定者具有一定参考价值。战略差异度通过提高代理成本影响企业技术创新，因此战略制定者在制定企业战略时，应关注战略定位对企业信息不对称和代理问题的影响，尤其是对技术创新活动的影响。

(2) 产权性质、融资约束和市场竞争地位都会影响战略差异度与企业技术创新之间的关系。在民营企业、融资约束较大的企业以及市场竞争地位较低的企业中，企业实施的战略偏离行业常规战略程度越高，对企业技术创新的抑制作用越强。因此，上述企业管理层应慎重考虑企业战略定位，将技术创新活动纳入战略决策考虑范围，合理选择适合企业自身的战略。

(3)战略差异度抑制企业技术创新的根源在于信息不对称。实施差异化战略的企业，尤其是民营企业、融资约束较大与市场地位较低的企业，一方面要加强信息披露，缓解与投资者因信息不对称产生的矛盾，减少代理成本；另一方面，要加强对管理层的监督与激励，避免发生道德风险，进而影响企业未来创新能力和长远利益。

本文存在以下不足之处：一方面，借鉴已有做法，通过6个维度财务数据偏离行业平均水平的程度对战略差异度进行测度，属于结果导向的度量方式，可能会在一定程度上造成测量偏差。另一方面，在异质性检验上，本文着重对企业产权性质、融资约束程度和市场竞争地位进行分析，而企业治理特征如治理结构、股权结构以及企业面临的宏观环境、产业环境、金融发展水平和行业竞争程度等外部环境因素，也可能对战略差异度与企业技术创新的关系产生影响。因此，未来研究需要进一步探索企业治理因素和外部因素对两者关系的影响。