管理層能力對企業創新績效的影響研究
——產權性質與產品市場競爭的調節作用

李 鈞，柳志娣，王振源

（華東師范大學 經濟與管理學部，上海 200062）

一、引 言

在當今動態、復雜和難以預測的全球化經濟中，創新成為推動經濟持續健康發展的強大動力，同時也是企業獲取并維持其自身競爭優勢的有效途徑。在李克強總理提出“大眾創業、萬眾創新”之后，十九大報告中進一步指出要堅定實施創新驅動發展戰略，加快建設創新型國家，努力使我國在2035年躋身創新型國家前列。探究企業創新的影響因素會助力企業提升創新水平，已有文獻主要從股權結構（李文貴、余明桂，2015）［1］、激勵因素（Holmstrom，1989）［2］等內部治理視角以及產品市場競爭（簡澤等，2017）［3］、產業政策（黎文靖、鄭曼妮，2016）［4］等外部環境視角進行了廣泛的研究。

管理層是企業重要的人力資本，其能力是影響企業創新成功的關鍵因素（Chen et al.，2015）［5］，在促進國民經濟增長中發揮著關鍵作用（Aghion et al.，2001）［6］。但由于管理層能力的度量比較困難，早期國內外關于管理層能力的研究非常少，導致管理層能力這一寶貴資源被遺忘了很長一段時間（Nuthall，2001）［7］。直到Demerjian等（2012）［8］提出使用DEA-Tobit二階段模型來計量管理層能力后，學者們才開始進行有關管理層能力的實證研究，包括管理層能力對盈余質量（Demerjian et al.，2013）［9］、企業避稅（謝建等，2016）［10］、審計收費（何威風、劉巍，2015）［11］、投資效率（Habib、Hasan，2017）［12］等決策的影響。但是鮮有研究管理層能力對企業創新的影響，近年來企業創新成為管理層能力中一個新興的研究領域。Chen等（2015）［5］首次檢驗了管理層能力對企業創新的影響，并得出管理層能力與企業創新顯著正相關。姚立杰和周穎（2018）［13］、程江豪和王秋紅（2019）［14］先后利用不同的樣本實證檢驗得出管理層能力正向影響企業創新。鄧峰和李亞慧（2019）［15］利用中國A股高技術上市公司2011-2017年的數據實證表明，管理層能力負向影響企業創新投入，這種抑制作用在國有企業中更為明顯。王金鳳等（2019）［16］通過對281家新創企業進行問卷調查發現，管理層所具備的創新認知、二元性創新、互補性資產管理三種能力均顯著正向影響商業模式創新。由此可見，關于管理層能力與企業創新的研究起步較晚，實證研究相對較少，且尚未形成一致結論。另外，國外的研究結論不一定適應中國的情境，已有的研究樣本不具有普遍性，研究結論的可靠性還會受到樣本數量和時間跨度的影響。

產權性質與產品市場競爭程度分別反映了企業的內部制度環境和外部市場環境，是企業創新研究中重要的權變因素。現有關于企業創新的文獻多將兩者作為調節變量，分析企業內外部環境因素對企業創新行為的影響。鑒于此，本文基于管理層能力的視角，對管理層能力與企業創新之間的關系進行了實證檢驗，并探討了內部制度環境與外部市場環境對兩者關系的調節作用。研究結論表明，管理層能力可以顯著促進企業創新績效。產權性質不同，管理層能力對企業創新績效的影響不存在顯著差異；在產品市場競爭激烈的環境中，管理層能力對企業創新績效的促進作用更顯著。

二、理論分析與研究假設

（一）管理層能力與企業創新績效

Hambrick 和 Mason（1984）［17］提出的高階理論認為，管理層是企業戰略決策主體，他們的認知、經驗和價值觀等特征會影響企業的戰略選擇，進而影響企業目標的實現。管理層能力作為認知、經驗、價值觀等特征的綜合體現，會對管理層行為產生直接影響，并進一步影響企業決策和行為（張敦力、江新峰，2015）［18］。現有研究已經證實，管理層能力對企業決策具有重大影響（Dyreng et al.，2010；Goldfarb、Xiao，2011；Choi et al.，2015；Andreou et al.，2016；Yung、Chen，2018）［19-23］。

創新是一項不確定性較高的決策，創新過程具有風險較高、周期較長、投入較多的特點（Holmstrom，1989）［2］。依據高階理論（Hambrick、Mason，1984）［17］，管理層在企業創新過程中起著決定性的作用，其能力成為企業創新成功的關鍵。高能力管理層的風險承擔能力、機會發現能力和資源利用能力更高（程江豪、王秋紅，2019）［14］，因而有助于促進企業創新。具體理由為：

首先，能力強的管理層有著較強的風險承擔能力，有助于提升企業創新績效。企業在創新過程中，不可避免地會面臨諸多風險，而能力高的管理層承擔風險能力強，能夠以沉著冷靜的態度應對風險，識別風險中蘊含的機會和獲利的可能性，做出正確的決策，進而促進企業創新績效的提升。Chen等（2015）［5］、Andreou 等（2016）［22］、Yungt和 Chen 等（2018）［23］的研究均表明，與低能力管理層相比，高能力管理層具備更強的風險承擔能力，一般都愿意承擔風險，更傾向于從事企業風險承擔活動。因此，可能更愿意追求高風險的創新項目。

其次，能力強的管理層更能發現投資機會，做出可靠的前瞻性戰略決策，有助于企業創新績效的提升。創新是一項長期的戰略性投資，管理層需要具備戰略眼光。而高能力的管理層對公司戰略、技術和行業趨勢有更深入的了解，能準確地預測產品需求，發現有利的投資機會，并且能夠評估潛在投資機會的價值，選擇高價值的項目進行投資（Demerjian et al.，2012）［8］，因此，他們更有可能投資于高價值的創新項目。相關研究也表明，能力高的管理者不會盲目跟風投資（張敦力、江新峰，2015）［18］，他們有能力選擇更好的項目，投資于凈現值較高的項目（Chemmanur et al.，2009；Francis et al.，2013；Leeet al.，2018）［24-26］。

最后，能力強的管理層能夠更有效地利用企業資源，為創新活動營造及時、充足、高效的資源環境。管理層是一種有可能為公司帶來持續競爭優勢的企業資源，因為他們具備理解并有效利用企業資源的能力（Barney，1991）［27］。能力強的管理層在管理公司資源方面更有經驗，能夠更有效地利用企業資源，從而更好地實施新項目（Lee et al.，2018）［26］。Andreou等（2013）［28］、Francis等（2013）［29］通過實證檢驗發現，與低能力管理層相比，高能力的管理層能夠更有效地管理資源，為企業帶來更好的績效。此外，更有能力的管理層可以激勵研究人員充分發揮他們的創造潛能，從而為企業創新活動提供最大價值的人力資源，提升企業創新績效（Chang et al.，2015）［30］。基于上述分析，本文提出假設1。

假設1：在其他條件相同的情況下，管理層能力對企業創新績效具有促進作用。

（二）產權性質、管理層能力與企業創新績效

產權性質作為上市公司的自身屬性，會影響企業決策及生產經營活動（李延喜等，2015）［31］。李春濤和宋敏（2010）［32］、吳延兵（2012）［33］、高歌（2013）［34］等研究發現，產權異質性對企業創新績效有著顯著影響，不同產權性質的企業在經營目標、政府干預以及激勵體系等方面都會存在很大的差異，這可能會影響管理層能力對企業創新績效促進作用的發揮。具體來說，民營企業受到的政府干預較少，其主要經營目標是維持企業的生存和發展（趙興廬等，2014）［35］，管理層通常更加注重企業的長期競爭優勢，而且民營企業的激勵機制與企業的經濟效益密切相關，能夠有效激勵管理者充分發揮其能力，進行更多創新活動，從而提高企業創新績效。而在政府干預的影響下，國有企業的經營目標具有多元性，除追求經濟目標之外，更多的是要實現行政目標和社會責任，管理層能力會被分散，而且國有企業管理者的行政晉升也更多依賴于政府干預，導致管理層缺乏創新的動力。王秋紅（2016）［36］、沈烈和郭陽生（2017）［37］、李延喜等（2018）［38］通過實證檢驗認為，國有產權性質會抑制管理層能力的發揮。基于上述分析，本文提出假設2。

假設2：相比國有企業，民營企業的管理層能力對企業創新績效的促進作用更顯著。

（三）產品市場競爭、管理層能力與企業創新績效

企業的生產經營活動離不開產品市場，企業所處的產品市場競爭環境會對管理層能力的發揮產生影響，進而對企業創新績效產生影響。一方面，產品市場競爭能夠有效降低管理者與股東和投資者之間的信息不對稱性程度，這有利于增強同行業內競爭對手之間企業績效的比較，使管理者的行為更加透明，其能力也更容易被市場評價（Schmidt，1997；Noble et al.，2004）［39-40］。產品市場競爭越激烈，股東越能對管理者進行更有效的監督和激勵（王靖宇等，2019）［41］，就越能減少管理者的偷懶行為，使得管理者有動力通過技術創新來降低企業的生產成本以獲得更優的企業績效。另一方面，在充分競爭的產品市場上，只有具有核心競爭力的企業才能夠長久生存，管理者面臨著較大的經營壓力。市場競爭會不斷地淘汰創新較少的低技術企業，使市場份額逐漸轉向創新較多的企業（簡澤等，2017）［3］。激烈的產品市場競爭環境會增加企業面臨破產清算的可能性，而破產清算會使管理者遭受被解雇的風險或使管理者的薪酬與聲譽受損。因此，迫于外部競爭的壓力，管理者將不斷進行技術創新，開發具有差異化的產品，增強企業的核心競爭力，提升企業的市場份額。基于上述分析，本文提出假設3。

假設3：在產品市場競爭激烈的環境中，管理層能力對企業創新績效的促進作用更明顯。

三、研究設計

（一）樣本選擇與數據來源

本文選取2008-2016年滬深A股上市公司為研究樣本，為確保樣本選擇的合理性，本文依照以下原則篩選樣本：①剔除金融類上市公司；②剔除ST、*ST公司以及主營業務利潤率為負的公司；③剔除數據存在嚴重缺失的公司；④鑒于季度報告缺失信息較多，采用年報數據作為研究樣本。在計算管理層能力時，需要采用上一期數據。另外，鑒于企業創新產出存在一定的滯后性，被解釋變量采用滯后一期的數據，即專利數據采用2009-2017年的數據，最終得到4 785個有效樣本。本文所有數據來自CSMAR和Wind數據庫，公司效率數據采用DEA-Solver Pro5.0求出，其他數據處理和統計分析采用Excel 2016和Stata 14.0。

（二）變量界定

1.被解釋變量：企業創新績效

關于企業創新績效的衡量指標，現有研究通常采用專利申請數量、專利授權數量、專利引用數量、新產品開發數量、新產品銷售收入以及凈資產收益率等指標。其中，專利申請數量被廣泛認為是衡量創新績效最直接、最準確的指標，因為當專利處于申請狀態，就證明創新活動已經取得成果。因此，本文借鑒Mao和Zhang（2018）［42］、Aghion等（2013）［43］的研究，采用專利申請數量（Patent）來衡量企業創新績效，并選用專利授權數量（Grant）進行穩健性檢驗，以確保結果可靠。

2.解釋變量：管理層能力

已有研究關于管理層能力的度量主要有固定效應模型（Bertrand、Schoar，2003）［44］、歷史收益率（Fee、Hadlock，2003）［45］、管理層個人特征（如年齡、任期、學歷等）、管理層薪酬（Tervio，2008）［46］、媒體關注度（Milbourn，2003）［47］五種方法。盡管上述五種方法在一定程度上可以反映管理層能力，但都存在一定的局限性和噪音。因此，本文借鑒已有研究成果，采用普遍認可的DEA-Tobit模型度量管理層能力，具體計算步驟如下：

第一步：根據模型（1）運用數據包絡分析法（DEA）分行業計算各個企業的生產效率（θ）。其中，產出變量為營業收入（Sales），投入變量包括營業成本（Cg）、銷售及管理費用之和（Sga）、固定資產凈值（Fa）、研發支出（Rd），無形資產凈值（Intang）、商譽（Gw）。上述變量中，Sales、Cg和Sga使用本期期間數，Fa、Rd、Intang和Gw使用上期期末數。該模型假定，在年初給定一定資源的情況下，企業在這一年內取得的生產效率。由此模型計算出來的企業生產效率θ取值在0～1之間，θ值越接近1，表示企業生產效率越高。

第二步：估算管理層能力（Ma）。雖然通過DEA分析獲得的企業生產效率可以作為管理層能力的代理變量，但是企業生產效率還受企業層面因素（如規模優勢等）的影響。要衡量管理層能力，需要剔除企業層面因素的影響。因此，基于模型（1），借鑒已有研究，本文選取了5個可能影響企業生產效率的企業層面因素，分別是企業規模（Size）、企業上市年限（Age）、市場份額（Ms）、企業自由現金流（Fcf）、企業是否在國外經營（Fci），構建Tobit回歸模型（2）以分離出企業層面因素，該模型回歸所得的殘差ε即為管理層能力（Ma）。

3.調節變量

（1）產權性質。產權性質為虛擬變量，當上市公司為國有企業時為1，否則為0。

（2）產品市場競爭程度。產品市場競爭程度采用經產業調整后的勒納指數衡量，即企業的營業利潤率減去企業所在行業的營業利潤率均值，該指數反映了同一行業內不同企業之間的產品市場競爭。Lener值越小，表明企業在所處行業中與其他競爭對手的業務相似性越大，面臨的競爭就越激烈；反之，Lener值越大，業務相似性就越小，面臨的競爭也越小。

4.控制變量

結合現有研究文獻，本文控制了可能影響企業創新績效的其他因素，具體包括企業成立年限（Lnage）、企業規模（Size）、資產負債率（Lev）、固定資產密集度（PPE）、資產收益率（Roa）、托賓Q值（TobinQ）、企業成長性（Growth）、研發投入強度（Rdratio）、高管持股比例（Tmtshar）、高管薪酬（Lnsalary）。

具體的變量定義見表1所列。

表1 變量定義

（三）模型設計

為檢驗假設1，本文構建了回歸模型（3）。考慮企業創新產出存在一定的滯后性，因此被解釋變量采用滯后一期的數據。同時，為了控制行業和年度的影響，模型中還加入行業固定效應和年度固定效應。模型具體如下：

為檢驗假設2和假設3，構建回歸模型（4）：

其中，除Rvariable變量外，其余變量與模型（3）相同。Rvariable分別表示產權性質（Soe）、產品市場競爭度（Lener）。

四、實證結果與分析

（一）描述性統計分析

表2報告了研究變量的描述性統計分析結果。從表2中可以看出，企業創新績效（Patent）的均值與中位數分別為2.793、2.890，兩者之間差異較小，最小值為0，最大值為6.515，標準差為1.725，表明中國上市公司的創新績效整體上呈現良好的正態分布，但不同企業的創新績效有較大的差異。管理層能力（Ma）的均值與中位數均接近于0，分別為-0.006、-0.028，這與Demerjian等（2012）［8］對該指標的衡量結果十分相似；同時可以看到，該變量的最大值為0.449，最小值為-0.264，標準差為0.140，表明中國上市公司的整體管理層能力不是很高，不同公司之間的管理層能力存在明顯差異，因此很有必要探討其對企業創新績效的影響。產品市場競爭程度（Lener）的均值與中位數分別為-0.023、-0.052，最大值為0.509，最小值為-0.321，說明不同行業之間競爭程度存在明顯差異。

在控制變量方面，企業規模（Size）和托賓Q值（TobinQ）的標準差較大，分別為1.282、1.920，表明上市公司在企業規模與市場對于公司未來利潤的預期方面存在較大的個體差異。企業成立年限（Lnage）的均值與中位數分別為2.789、2.833，說明我國上市公司的成立年限總體上說不長。資產負債率（Lev）的均值為0.487，表明樣本公司的債務水平適中。資產收益率（Roa）的均值為0.041，中位數為0.034，表明上市公司的整體盈利能力不是很高。企業成長性（Growth）的均值為0.268，最大值達到5.391，表明大部分上市公司具有較高的成長性。固定資產密集度（PPE）的均值為0.250，最小值為0.002，最大值為0.731，表明上市公司之間的固定資產比例存在較大差異。高管持股比例（Tmtshar）均值為0.022，最小值為0，最大值為0.439，表明上市公司高管的整體持股比例較低，個體之間差異較大。

表2 研究變量的描述性統計

（二）多元回歸分析

由于本文的研究樣本中企業的上市年度不同、某些年份的某些變量值有缺失、個別企業在某些年份退市等原因，導致每年度的樣本量不同，故本文的數據為非平衡面板數據。在進行回歸之前，為保證模型估計的一致性和有效性，本文對數據做了如下處理：對所有連續變量在1%水平上進行了縮尾處理；對構建交互項的變量進行了中心化處理。在模型估計中，非平衡面板數據可能存在異方差、序列相關和橫截面相關等問題，使用通常的面板數據估計方法會低估標準誤差，導致模型估計結果有偏，而Driscoll和Kraay（1998）［48］提出的非參數協方差矩陣估計量產生了異方差和自相關一致的標準誤差，很好地解決了“由協方差矩陣估計方法得到的標準誤差是有偏的”這一問題，故采用Driscoll-Kraay（簡稱D-K）標準誤差進行估計得到的標準誤差具有無偏性、一致性和有效性。因此，本文在后續的模型估計中，采用Driscoll和Kraay（1998）提出的D-K標準誤差方法進行估計。

1.管理層能力與企業創新績效

在管理層能力與企業創新績效的回歸模型中，為了降低單一管理層能力計算方法上的噪聲，本文同時依據管理層能力的中位數與均值，將管理層能力設為虛擬變量Madum1和Madum2。表3是管理層能力與企業創新績效的回歸結果。

表3 管理層能力與企業創新績效回歸結果

由表3可知，管理層能力的三個指標（Ma/Madum1/Madum2）均與企業創新績效（Patent）在1%水平上顯著正相關，假設1得到驗證，即管理層能力對企業創新績效具有促進作用。

從控制變量來看，公司成立年限、企業規模、資產收益率、托賓Q值、研發投入強度、高管持股比例以及高管薪酬與企業創新績效顯著正相關，表明更長的成立年限、更大的規模、更高的盈利能力、更大的托賓Q值、更高的研發投入強度、更大的高管持股比例以及更高的高管薪酬會促使企業創新績效的提升；資產負債率、固定資產密集度與企業創新績效顯著負相關，表明具有較高的債務以及固定資產密集度較大的企業，企業創新績效越低。

2.管理層能力、產權性質與企業創新績效

為驗證假設2，本文將樣本分為國有企業和民營企業，并在全樣本中加入管理層能力與產權性質的交互項，回歸結果見表4所列。從產權性質的分組結果可以看出，國有企業管理層能力的回歸系數為0.422，在1%水平上顯著；民營企業管理層能力的回歸系數為0.635，在1%水平上顯著。這表明無論是在國有企業還是民營企業中，管理層能力均可以有效促進企業創新績效。從全樣本組的交互項Ma×Soe看，系數為-0.051，但不顯著，這表明在不同產權性質下，管理層能力對企業創新績效的正向影響并沒有顯著差異，假設2未得到驗證。

3.管理層能力、產品市場競爭與企業創新績效

為驗證假設3，本文利用產品市場競爭度的中位數，將產品市場競爭度分為高低兩組，分組檢驗不同組別管理層能力差異影響企業創新績效，并在全樣本中加入管理層能力與產品市場競爭的交互項，回歸結果見表4所列。從產品市場競爭的分組結果可以看出，高競爭程度組的管理層能力回歸系數為0.728，在1%水平上顯著；低競爭程度組的管理層能力回歸系數為0.159，在10%水平上顯著。這表明無論是在高競爭程度組還是在低競爭程度組中，管理層能力可以有效促進企業創新績效的提升。從全樣本組的交互項Ma×Lener來看，系數為-1.473，在1%水平上顯著，這表明與市場競爭程度低的環境相比，在市場競爭程度高的環境中，管理層能力對企業創新績效的促進作用更明顯，假設3得到驗證。

表4 產權性質、產品市場競爭程度對管理層能力與企業創新績效之間關系的調節作用

4.穩健性檢驗

（1）更換企業創新績效的測量方式與檢驗結果。為保證結果的可靠性，本文利用企業專利授權數量來衡量企業創新績效，檢驗結果見表5所列。表5的（1）（2）（3）列檢驗結果表明，管理層能力與企業創新績效是顯著的正相關關系；（4）列檢驗了產權性質的調節作用，結果表明管理層能力對企業創新績效的正向影響在不同產權性質下并不存在顯著差異；（5）列檢驗了產品市場競爭程度的調節作用，結果表明在產品市場競爭激烈的環境中，管理層能力對企業創新績效的影響更為顯著。以上結果進一步驗證了本文的研究結論。

表5 穩健性檢驗1：更換企業創新績效的測量方式

（2）更換管理層能力的測量方式與檢驗結果。為保證結果的穩健性，本文借鑒李虹等（2017）［49］用公司成立年限代替公司上市年限計算管理層能力，檢驗的結果見表6所列。表6的（1）（2）（3）列檢驗結果表明，管理層能力與企業創新績效是顯著的正相關關系；（4）列檢驗了產權性質的調節作用，結果表明管理層能力對企業創新績效的正向影響在不同產權性質下并不存在顯著差異；（5）列檢驗了產品市場競爭度的調節作用，結果表明在產品市場競爭激烈的環境中，管理層能力對企業創新績效的影響更為顯著。上述結果也進一步驗證了本文的研究結論。

表6 穩健性檢驗2：更換管理層能力的測量方法

五、研究結論與啟示

（一）研究結論

管理層能力是企業寶貴的人力資本，本文基于高階理論，實證檢驗了管理層能力對企業創新績效的影響。目前，關于管理層能力與企業創新績效之間關系的研究比較缺乏，本文則進一步為企業創新績效影響因素以及管理層能力經濟后果提供了證據，并且將企業內部制度環境和外部市場環境即產權性質和產品市場競爭這兩個情境因素納入研究框架，發現管理層能力對企業創新績效的影響在不同產品市場競爭環境下存在差異，進一步拓展了高階理論。

本文的研究結果表明，管理層能力可以顯著促進企業創新績效的提升；在產品市場競爭激烈的環境中，管理層能力對企業創新績效的正向影響更為顯著；管理層能力對企業創新績效的正向影響在不同產權性質下并不存在顯著差異。這一結論與姚立杰和周穎（2018）［13］的觀點一致。本文認為假設2未得到驗證的可能原因是：企業創新需要投入大量資源，而民營企業不具備國有企業先天的資源優勢，因此管理層能力的充分發揮會受到限制。

（二）研究啟示

本文的研究結論說明，管理層能力是企業創新成功的關鍵影響因素，因此需要重視管理層能力。具體來說：對于政府而言，應不斷完善考核管理層能力的機制，建立健全的經理人市場，以充分提升管理層能力；要加快中國市場經濟的進程，培育和完善市場經濟機制，進一步提高產品市場競爭度這一外部治理制度，制約和監督管理層行為。對于企業而言，應高度重視能干的管理層在創新活動中的關鍵作用，可以通過嚴格篩選、流動、績效評價或培訓學習等方式提升管理層能力；應正視產品市場競爭帶來的外部壓力，強化產品市場競爭對企業創新績效的促進作用。