周?chē)?guó)強(qiáng)，王璐瑤

(武漢理工大學(xué) 管理學(xué)院，湖北 武漢 430070)

信息技術(shù)產(chǎn)業(yè)是當(dāng)前我國(guó)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)調(diào)整和傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)的主要驅(qū)動(dòng)力，在落實(shí)“中國(guó)制造2025”等重大戰(zhàn)略部署的過(guò)程中扮演著重要角色，對(duì)國(guó)民經(jīng)濟(jì)的發(fā)展起到了強(qiáng)大的引領(lǐng)和帶動(dòng)作用。2010年10月，國(guó)務(wù)院下發(fā)文件《關(guān)于加快培育和發(fā)展戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)的決定》，正式將新一代信息技術(shù)產(chǎn)業(yè)列為我國(guó)七大戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)之一。至此，我國(guó)信息技術(shù)產(chǎn)業(yè)迎來(lái)了快速發(fā)展期，從2012年至2017年，我國(guó)電子信息制造業(yè)的收入規(guī)模由8.5萬(wàn)億元增長(zhǎng)至14萬(wàn)億元，軟件和信息技術(shù)服務(wù)業(yè)收入規(guī)模由2.5萬(wàn)億元增長(zhǎng)至5萬(wàn)億元，增長(zhǎng)幅度分別超過(guò)50%和100%，信息技術(shù)業(yè)迅猛的發(fā)展速度引起了人們對(duì)其可持續(xù)增長(zhǎng)的關(guān)注。

羅伯特·希金斯在1981年首次提出了“可持續(xù)增長(zhǎng)率”概念[1]，并將其定義為在不需要耗盡企業(yè)財(cái)務(wù)資源的情況下最高的銷(xiāo)售增長(zhǎng)率，代表企業(yè)最適宜的增長(zhǎng)速度?，F(xiàn)有文獻(xiàn)中往往將實(shí)際增長(zhǎng)速度與企業(yè)可持續(xù)增長(zhǎng)率進(jìn)行比較，從而判斷企業(yè)是否達(dá)到了可持續(xù)增長(zhǎng)狀態(tài)，或者研究造成企業(yè)非可持續(xù)增長(zhǎng)狀態(tài)的原因。如高娟等[2-3]研究發(fā)現(xiàn)信息技術(shù)業(yè)上市公司的實(shí)際增速與可持續(xù)增速間存在差異，并分析了產(chǎn)生差異的原因。但是卻鮮有學(xué)者從戰(zhàn)略的長(zhǎng)時(shí)間跨度對(duì)企業(yè)實(shí)際增長(zhǎng)速度與可持續(xù)增長(zhǎng)率的差異帶來(lái)的經(jīng)濟(jì)后果進(jìn)行定量研究，也缺乏對(duì)財(cái)務(wù)績(jī)效是否影響企業(yè)增長(zhǎng)戰(zhàn)略的實(shí)證研究。

基于此，筆者以我國(guó)2012—2017年滬深兩市A股上市的信息技術(shù)企業(yè)為研究樣本，以范霍恩穩(wěn)態(tài)模型為基礎(chǔ)計(jì)算可持續(xù)增長(zhǎng)率，并借鑒韓慧博等[4]的定義，將企業(yè)實(shí)際增長(zhǎng)率與可持續(xù)增長(zhǎng)率的差距稱(chēng)為“超可持續(xù)增長(zhǎng)率”，實(shí)證研究企業(yè)超可持續(xù)增長(zhǎng)率與財(cái)務(wù)績(jī)效之間的交互跨期影響，以期為我國(guó)信息技術(shù)產(chǎn)業(yè)的可持續(xù)發(fā)展提供參考意義。

1 理論分析與研究假設(shè)

1.1 超可持續(xù)增長(zhǎng)對(duì)財(cái)務(wù)績(jī)效的跨期影響

按照希金斯理論，超可持續(xù)增長(zhǎng)率不為零，意味著企業(yè)實(shí)際增長(zhǎng)速度與可持續(xù)增長(zhǎng)速度不平衡，現(xiàn)有的經(jīng)營(yíng)水平、財(cái)務(wù)政策與目標(biāo)不相符合，有待調(diào)整。超可持續(xù)增長(zhǎng)率為正時(shí)，企業(yè)實(shí)際發(fā)展速度高于可持續(xù)增長(zhǎng)率，資金出現(xiàn)缺口，內(nèi)部融資能發(fā)揮的作用有限，權(quán)益融資門(mén)檻高、成本高、籌備期長(zhǎng)，并且會(huì)分散原股東對(duì)企業(yè)的控制權(quán)，故企業(yè)通常會(huì)優(yōu)先選擇債務(wù)融資，從而使負(fù)債規(guī)模增加?；谖写砝碚?，部分學(xué)者認(rèn)為負(fù)債增加有利于提高企業(yè)業(yè)績(jī)。如GROSSMAN等[5]提出，負(fù)債的增加將減少經(jīng)營(yíng)者可動(dòng)用的自由現(xiàn)金流，有利于控制經(jīng)營(yíng)者的在職消費(fèi)和過(guò)度投資，減少其逆向選擇行為；負(fù)債的增加也將增大企業(yè)的破產(chǎn)風(fēng)險(xiǎn)，經(jīng)營(yíng)者為了維護(hù)自身的業(yè)界聲譽(yù)往往更加努力地工作，企業(yè)的代理成本降低，有利于企業(yè)績(jī)效的提高?；谟卸怗MM理論，MASULIS[6]在實(shí)證分析中發(fā)現(xiàn)，在一定的負(fù)債規(guī)模內(nèi)，利息抵稅帶來(lái)的稅盾作用會(huì)使企業(yè)價(jià)值提高，每股收益的增長(zhǎng)幅度變大，財(cái)務(wù)績(jī)效提高。超可持續(xù)增長(zhǎng)率為負(fù)時(shí)，增速低于預(yù)期，企業(yè)增長(zhǎng)乏力，達(dá)不到可持續(xù)增長(zhǎng)應(yīng)有的增長(zhǎng)速度，現(xiàn)金出現(xiàn)富余，財(cái)務(wù)資源閑置浪費(fèi)，利用效率低下，進(jìn)而影響財(cái)務(wù)績(jī)效。據(jù)此，筆者提出如下假設(shè)：

假設(shè)1a企業(yè)當(dāng)期超可持續(xù)增長(zhǎng)對(duì)當(dāng)期財(cái)務(wù)績(jī)效存在顯著正向影響。

超可持續(xù)增長(zhǎng)率反映的是實(shí)際增長(zhǎng)速度與可持續(xù)增長(zhǎng)率之間的差異，當(dāng)超可持續(xù)增長(zhǎng)率為零時(shí)，企業(yè)為了預(yù)防資源緊張導(dǎo)致的成長(zhǎng)性破產(chǎn)或資源使用效率低下等問(wèn)題，往往會(huì)對(duì)其經(jīng)營(yíng)策略和財(cái)務(wù)結(jié)構(gòu)進(jìn)行調(diào)整，這些調(diào)整會(huì)對(duì)企業(yè)未來(lái)的財(cái)務(wù)績(jī)效產(chǎn)生影響。據(jù)此，筆者提出如下假設(shè)：

假設(shè)1b企業(yè)超可持續(xù)增長(zhǎng)對(duì)財(cái)務(wù)績(jī)效的影響具有延續(xù)性，即前期超可持續(xù)增長(zhǎng)對(duì)當(dāng)期財(cái)務(wù)績(jī)效會(huì)產(chǎn)生影響。

1.2 財(cái)務(wù)績(jī)效對(duì)超可持續(xù)增長(zhǎng)的跨期影響

企業(yè)財(cái)務(wù)績(jī)效也能對(duì)超可持續(xù)增長(zhǎng)產(chǎn)生影響。首先，良好的財(cái)務(wù)績(jī)效是企業(yè)實(shí)現(xiàn)正超可持續(xù)增長(zhǎng)的保障，銷(xiāo)售業(yè)績(jī)的持續(xù)增長(zhǎng)需要足夠的資金支持，只有在現(xiàn)有資金滿(mǎn)足日常經(jīng)營(yíng)活動(dòng)的情況下，企業(yè)才有能力擴(kuò)大生產(chǎn)線(xiàn)、拓寬銷(xiāo)售渠道，繼而提高業(yè)績(jī)水平，很難想象一個(gè)難以維持正常經(jīng)營(yíng)的企業(yè)會(huì)有能力去增加廠(chǎng)房、機(jī)器設(shè)備和勞動(dòng)力等生產(chǎn)要素。其次，良好的財(cái)務(wù)績(jī)效可能使管理層產(chǎn)生過(guò)度自信，從而制定超可持續(xù)增長(zhǎng)戰(zhàn)略。據(jù)此，筆者提出如下假設(shè)：

假設(shè)2a企業(yè)當(dāng)期財(cái)務(wù)績(jī)效對(duì)當(dāng)期超可持續(xù)增長(zhǎng)存在顯著正向影響。

在現(xiàn)實(shí)中，財(cái)務(wù)績(jī)效對(duì)超可持續(xù)增長(zhǎng)的影響不僅僅體現(xiàn)在當(dāng)期。企業(yè)通過(guò)對(duì)財(cái)務(wù)績(jī)效和發(fā)展戰(zhàn)略進(jìn)行分析判斷，決定維持或緊縮現(xiàn)有經(jīng)營(yíng)策略和財(cái)務(wù)結(jié)構(gòu)，或者采取研發(fā)新產(chǎn)品、擴(kuò)大生產(chǎn)線(xiàn)、拓寬銷(xiāo)售渠道等擴(kuò)張舉措，而這些經(jīng)濟(jì)決策的執(zhí)行及其效果的體現(xiàn)需要一定的時(shí)間。據(jù)此，筆者提出如下假設(shè)：

假設(shè)2b企業(yè)財(cái)務(wù)績(jī)效對(duì)超可持續(xù)增長(zhǎng)的影響具有延續(xù)性，即前期財(cái)務(wù)績(jī)效會(huì)對(duì)當(dāng)期超可持續(xù)增長(zhǎng)產(chǎn)生影響。

2 研究設(shè)計(jì)

2.1 樣本選擇與數(shù)據(jù)來(lái)源

借鑒楊柳等[7]對(duì)信息技術(shù)行業(yè)的定義，結(jié)合證監(jiān)會(huì)2012版行業(yè)分類(lèi)標(biāo)準(zhǔn)，筆者將計(jì)算機(jī)、通信和其他電子設(shè)備制造業(yè)(C39)及信息傳輸、軟件和信息技術(shù)服務(wù)業(yè)(I63～I(xiàn)65)作為信息技術(shù)行業(yè)范疇，以577家信息技術(shù)上市公司作為初始研究樣本，并進(jìn)行了如下篩選：①剔除ST和*ST公司；②剔除在2012年1月1日至2017年12月31日期間不能持續(xù)上市經(jīng)營(yíng)的公司；③剔除數(shù)據(jù)缺失和不完整的公司。最終確定325 家上市公司作為研究樣本。筆者使用的數(shù)據(jù)部分來(lái)自國(guó)泰安數(shù)據(jù)庫(kù)，部分為手工計(jì)算所得，數(shù)據(jù)計(jì)量分析工具為Stata 12.0 及Excel。

2.2 變量選取

2.2.1 超可持續(xù)增長(zhǎng)率

根據(jù)文獻(xiàn)[4]的研究，將超可持續(xù)增長(zhǎng)率定義為實(shí)際增長(zhǎng)率與可持續(xù)增長(zhǎng)率的差異。實(shí)際增長(zhǎng)率即為當(dāng)年主營(yíng)業(yè)務(wù)收入增長(zhǎng)率，而理論界關(guān)于可持續(xù)增長(zhǎng)率的計(jì)算模型主要有基于會(huì)計(jì)利潤(rùn)口徑和基于現(xiàn)金流口徑兩種類(lèi)型，故超可持續(xù)增長(zhǎng)率的計(jì)算方法主要取決于可持續(xù)增長(zhǎng)率計(jì)算模型的選擇。

可持續(xù)增長(zhǎng)率現(xiàn)金流模型隱含的假設(shè)條件為：銷(xiāo)售收入和銷(xiāo)售成本均為即收即付。而我國(guó)信息技術(shù)行業(yè)普遍存在商業(yè)信用，所以不采用現(xiàn)金流模型。可持續(xù)增長(zhǎng)率會(huì)計(jì)利潤(rùn)模型的典型有希金斯模型和范霍恩模型[8]，兩個(gè)模型均指出所有者權(quán)益的增長(zhǎng)是影響可持續(xù)增長(zhǎng)的重要因素，并且兩個(gè)模型本質(zhì)上是一致的，但是范霍恩模型較希金斯模型有所發(fā)展和進(jìn)步，主要表現(xiàn)在：范霍恩模型明確強(qiáng)調(diào)可持續(xù)增長(zhǎng)率是對(duì)銷(xiāo)售收入的未來(lái)預(yù)測(cè)，是一個(gè)目標(biāo)值，不是實(shí)際值，而希金斯并沒(méi)有強(qiáng)調(diào)這一點(diǎn)，相反，其認(rèn)為可持續(xù)增長(zhǎng)率既可以是事前指標(biāo)，也可以是事后指標(biāo)。此外，范霍恩模型拓展了可持續(xù)增長(zhǎng)率的研究路徑，從動(dòng)態(tài)的視角探討了企業(yè)實(shí)際運(yùn)營(yíng)中面臨的增長(zhǎng)問(wèn)題。因此，以范霍恩模型為基礎(chǔ)構(gòu)建超可持續(xù)增長(zhǎng)率更加科學(xué)合理。范霍恩模型分為穩(wěn)態(tài)模型和動(dòng)態(tài)模型，由于動(dòng)態(tài)模型的可操作性較差，故筆者采用范霍恩穩(wěn)態(tài)模型計(jì)算可持續(xù)增長(zhǎng)率。超可持續(xù)增長(zhǎng)率計(jì)算公式為：

超可持續(xù)增長(zhǎng)率t=實(shí)際銷(xiāo)售增長(zhǎng)率t-

2.2.2 財(cái)務(wù)績(jī)效

衡量企業(yè)財(cái)務(wù)績(jī)效的指標(biāo)主要分為兩種：基于市場(chǎng)數(shù)據(jù)測(cè)量的市場(chǎng)指標(biāo)和基于歷史會(huì)計(jì)數(shù)據(jù)測(cè)量的財(cái)務(wù)指標(biāo)。常見(jiàn)的市場(chǎng)指標(biāo)有托賓Q值、市場(chǎng)收益率、股價(jià)變動(dòng)指數(shù)等，常見(jiàn)的財(cái)務(wù)指標(biāo)有總資產(chǎn)收益率、凈資產(chǎn)收益率、每股收益率等。鑒于目前我國(guó)股票市場(chǎng)的成熟程度和有效程度遠(yuǎn)不及西方資本市場(chǎng)，股價(jià)變動(dòng)及其真實(shí)性受到諸多外界因素的影響，且存在大量非流通股[9]，故筆者選用凈資產(chǎn)收益率作為財(cái)務(wù)績(jī)效的衡量指標(biāo)。

2.2.3 控制變量

根據(jù)相關(guān)研究文獻(xiàn)，筆者選取企業(yè)的上市年限、資產(chǎn)規(guī)模、資產(chǎn)負(fù)債率、獨(dú)立董事比例、第一大股東持股比例和產(chǎn)權(quán)性質(zhì)作為控制變量。各變量定義如表1所示。

表1 變量定義表

2.3 模型設(shè)計(jì)

在構(gòu)建動(dòng)態(tài)面板模型時(shí)，由動(dòng)態(tài)面板偏差和變量互為因果引起的潛在的內(nèi)生性問(wèn)題不容忽視。瞿華等[10-11]認(rèn)為系統(tǒng)廣義矩估計(jì)法(系統(tǒng)GMM法)可以利用前期的解釋變量和滯后的因變量修正由動(dòng)態(tài)面板偏差產(chǎn)生的內(nèi)生性問(wèn)題，并且自變量的滯后期為兩期就可以滿(mǎn)足信息的完整性要求。王宇等[12]通過(guò)對(duì)國(guó)際上3本頂級(jí)管理學(xué)期刊在2007—2016年發(fā)表的涉及內(nèi)生性問(wèn)題的223篇文章進(jìn)行梳理和分析，發(fā)現(xiàn)引入滯后的被解釋變量是修正由變量互為因果引起的內(nèi)生性問(wèn)題較為常用的方法。鑒于此，筆者在構(gòu)建模型時(shí)，引入滯后期的被解釋變量，并采用系統(tǒng)GMM法。超可持續(xù)增長(zhǎng)對(duì)財(cái)務(wù)績(jī)效跨期影響的模型和財(cái)務(wù)績(jī)效對(duì)超可持續(xù)增長(zhǎng)跨期影響的模型分別如式(1)和式(2)所示。

CFPi,t=α0+α1×CFPi,t-1+α2×CFPi,t-2+

α3×BSGRi,t+α4×BSGRi,t-1+

α5×BSGRi,t-2+α6×Timei,t+α7×Sizei,t+

α8×Debti,t+α9×Indepei,t+α10×Top1i,t+

α11×Statei,t+εi,t

(1)

BSGRi,t=β0+β1×BSGRi,t-1+β2×BSGRi,t-2+

β3×CFPi,t+β4×CFPi,t-1+β5×CFPi,t-2+

β6×Timei,t+β7×Sizei,t+β8×Debti,t+

β9×Indepei,t+β10×Top1i,t+β11×

Statei,t+εi,t

(2)

式中：CFPi,t、BSGRi,t、Timei,t、Sizei,t、Debti,t、Indepei,t、Top1i,t、Statei,t分別表示第i家企業(yè)第t年的財(cái)務(wù)績(jī)效、超可持續(xù)增長(zhǎng)率、上市年限、企業(yè)規(guī)模、資產(chǎn)負(fù)債率、獨(dú)立董事比例、第一大股東持股比例和產(chǎn)權(quán)性質(zhì);CFPi,t-1、CFPi,t-2分別表示滯后一期、滯后二期的財(cái)務(wù)績(jī)效;BSGRi,t-1、BSGRi,t-2分別表示滯后一期、滯后二期的超可持續(xù)增長(zhǎng)率;ε為擾動(dòng)項(xiàng)。

3 實(shí)證分析

3.1 描述性統(tǒng)計(jì)

各變量描述性統(tǒng)計(jì)分析結(jié)果如表2所示。從表2可知，BSGR的最大值、最小值和標(biāo)準(zhǔn)差分別為171.280 4、-2.188 6、4.432 7，說(shuō)明數(shù)據(jù)比較離散，不同企業(yè)間超可持續(xù)增長(zhǎng)率存在很大差距；BSGR的均值遠(yuǎn)大于中位數(shù)，而且數(shù)值均大于零，可以初步判定樣本企業(yè)總體呈現(xiàn)正超可持續(xù)增長(zhǎng)的狀態(tài)。

表2 變量描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

進(jìn)一步統(tǒng)計(jì)分析發(fā)現(xiàn)：在2012至2017年的6年中，呈正超可持續(xù)增長(zhǎng)的企業(yè)數(shù)量從181家增加到256家，占比從56%上升到79%；而呈負(fù)超可持續(xù)增長(zhǎng)的企業(yè)數(shù)量卻在不斷減少，占比從44%下降到21%?？梢?jiàn)，信息技術(shù)行業(yè)上市公司整體呈正超可持續(xù)增長(zhǎng)狀態(tài)。

3.2 超可持續(xù)增長(zhǎng)對(duì)財(cái)務(wù)績(jī)效影響的回歸分析

為檢驗(yàn)有關(guān)超可持續(xù)增長(zhǎng)對(duì)財(cái)務(wù)績(jī)效跨期影響的兩個(gè)假設(shè)，利用模型(1)進(jìn)行回歸檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如表3所示。

表3 超可持續(xù)增長(zhǎng)對(duì)財(cái)務(wù)績(jī)效的兩階段系統(tǒng)GMM估計(jì)結(jié)果

注：***、**、*分別表示在1%、5%、10%的水平上顯著；Waldchi2(8)=38.54；Prob>chi2=0.000 0

表3回歸結(jié)果顯示：當(dāng)期BSGR對(duì)CFP的影響系數(shù)為0.005 3，但未通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，前一期和前兩期的BSGR對(duì)當(dāng)期財(cái)務(wù)績(jī)效的正向影響同樣不顯著；前一期的CFP對(duì)當(dāng)期CFP有顯著負(fù)向影響；在控制變量上，企業(yè)資產(chǎn)規(guī)模和第一大股東持股比例與CFP顯著正相關(guān)，上市經(jīng)營(yíng)年限與CFP顯著負(fù)相關(guān)。當(dāng)期和前期超可持續(xù)增長(zhǎng)率對(duì)當(dāng)期財(cái)務(wù)績(jī)效均未產(chǎn)生顯著性影響，說(shuō)明過(guò)快的發(fā)展速度并不能改善企業(yè)的財(cái)務(wù)績(jī)效，一味追求高增長(zhǎng)來(lái)提高績(jī)效水平的做法是不可取的。

3.3 財(cái)務(wù)績(jī)效對(duì)超可持續(xù)增長(zhǎng)影響的回歸分析

為檢驗(yàn)有關(guān)財(cái)務(wù)績(jī)效對(duì)超可持續(xù)增長(zhǎng)跨期影響的兩個(gè)假設(shè)，利用模型(2)進(jìn)行回歸檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如表4所示。

表4 財(cái)務(wù)績(jī)效對(duì)超可持續(xù)增長(zhǎng)的兩階段系統(tǒng)GMM估計(jì)結(jié)果

注：***、**、*分別表示在1%、5%、10%的水平上顯著；Waldchi2(8)=71.38；Prob>chi2=0.000 0

表4回歸結(jié)果顯示：當(dāng)期CFP對(duì)當(dāng)期BSGR的影響系數(shù)為正，但未通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，前一期和前兩期CFP對(duì)當(dāng)期BSGR在1%水平下有顯著正向影響；在控制變量上，上市經(jīng)營(yíng)年限與BSGR顯著正相關(guān)，資產(chǎn)負(fù)債率、獨(dú)立董事比例和第一大股東持股比例在10%水平下與BSGR顯著負(fù)相關(guān)。

從回歸結(jié)果可以看出，財(cái)務(wù)績(jī)效對(duì)超可持續(xù)增長(zhǎng)有促進(jìn)作用，財(cái)務(wù)績(jī)效水平越高，實(shí)施超可持續(xù)增長(zhǎng)戰(zhàn)略的可能性越大，并且這種影響具有延續(xù)性。財(cái)務(wù)績(jī)效對(duì)超可持續(xù)增長(zhǎng)具有促進(jìn)作用，一方面是因?yàn)槠髽I(yè)實(shí)現(xiàn)超可持續(xù)增長(zhǎng)離不開(kāi)良好的財(cái)務(wù)績(jī)效提供的資金支持，另一方面是因?yàn)樵谄髽I(yè)財(cái)務(wù)績(jī)效表現(xiàn)出色時(shí)，管理層往往會(huì)對(duì)未來(lái)發(fā)展態(tài)勢(shì)持樂(lè)觀(guān)態(tài)度，采取擴(kuò)張型財(cái)務(wù)戰(zhàn)略，大量引入資本，擴(kuò)大經(jīng)營(yíng)規(guī)模，進(jìn)而增加了企業(yè)實(shí)施超可持續(xù)增長(zhǎng)戰(zhàn)略的可能性。

3.4 殘差擾動(dòng)項(xiàng)檢驗(yàn)和工具變量有效性檢驗(yàn)

系統(tǒng)GMM法成立的前提是，殘差擾動(dòng)項(xiàng)不存在自相關(guān)，因此需要進(jìn)行擾動(dòng)項(xiàng)的自相關(guān)檢驗(yàn)。殘差擾動(dòng)項(xiàng)自相關(guān)檢驗(yàn)的原假設(shè)為“擾動(dòng)項(xiàng)無(wú)自相關(guān)”，但這并不意味著擾動(dòng)項(xiàng)的一階、二階自相關(guān)均不成立，而是要求一階自相關(guān)，二階及更高階不存在自相關(guān)，如在5%的顯著性水平下，當(dāng)AR(1)<0.05、AR(2)>0.05時(shí)，接受原假設(shè)，表示通過(guò)檢驗(yàn)。同時(shí)，因?yàn)橄到y(tǒng)GMM法在模型(1)和模型(2)中均使用了工具變量，故還需對(duì)工具變量的有效性進(jìn)行檢驗(yàn)(即過(guò)度識(shí)別檢驗(yàn))，過(guò)度識(shí)別檢驗(yàn)的原假設(shè)為“工具變量是有效的”，如在5%的顯著性水平下，當(dāng)P<0.05時(shí)，拒絕原假設(shè)，工具變量無(wú)效，當(dāng)P>0.05時(shí)，接受原假設(shè)，工具變量有效。

模型(1)和模型(2)擾動(dòng)項(xiàng)自相關(guān)檢驗(yàn)和過(guò)度識(shí)別檢驗(yàn)結(jié)果如表5所示，可看出模型(1)分別在5%和1%顯著性水平下通過(guò)了擾動(dòng)項(xiàng)目相關(guān)檢驗(yàn)和過(guò)度識(shí)別檢驗(yàn)，模型(2)在1%顯著性水平下通過(guò)了兩項(xiàng)檢驗(yàn)。

表5 殘差擾動(dòng)項(xiàng)檢驗(yàn)和過(guò)度識(shí)別檢驗(yàn)結(jié)果

3.5 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為驗(yàn)證研究結(jié)論的可靠性，用ROA(總資產(chǎn)收益率)替代CFP，對(duì)模型(1)和模型(2)進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。結(jié)果顯示，BSGR對(duì)ROA沒(méi)有顯著影響，當(dāng)期ROA對(duì)BSGR有不顯著的正向影響，前一期和前兩期ROA對(duì)BSGR有顯著的正向影響，這與前文的研究結(jié)果基本一致。

4 結(jié)論

筆者以我國(guó)2012—2017年滬深兩市A股上市的信息技術(shù)企業(yè)為研究樣本，運(yùn)用系統(tǒng)GMM法實(shí)證分析了企業(yè)超可持續(xù)增長(zhǎng)與財(cái)務(wù)績(jī)效之間的交互跨期影響。研究結(jié)果表明，超可持續(xù)增長(zhǎng)對(duì)財(cái)務(wù)績(jī)效沒(méi)有顯著影響，財(cái)務(wù)績(jī)效對(duì)超可持續(xù)增長(zhǎng)有顯著正向影響，且具有延續(xù)性。這提醒信息技術(shù)企業(yè)，盲目追求超速增長(zhǎng)以提高財(cái)務(wù)績(jī)效的做法是不可取的，過(guò)快的增長(zhǎng)速度并不會(huì)對(duì)績(jī)效產(chǎn)生顯著影響，甚至可能會(huì)因其導(dǎo)致的資源短缺等問(wèn)題危害企業(yè)未來(lái)的健康持久發(fā)展；與此同時(shí)，企業(yè)在取得良好的財(cái)務(wù)績(jī)效時(shí)，更要警惕由于管理層的過(guò)度自信而導(dǎo)致的偏離可持續(xù)增長(zhǎng)率的發(fā)展戰(zhàn)略，進(jìn)而避免或減少過(guò)快增長(zhǎng)對(duì)企業(yè)產(chǎn)生負(fù)面影響。