研究生學歷能否提升企業績效？

尹璐 胡英 劉進 黃潔

DOI：?10.16750/j.adge.2024.06.004

摘要：基于上市公司高層管理者的簡歷數據，采用基準回歸模型，實證測量了研究生學歷與企業績效的作用機制。研究發現，從整體趨勢審視，企業高管團隊包括董事長的學歷水平與企業績效呈明顯正相關。從異質性維度審視，不同發展階段、不同股權性質、不同規模的企業，董事長和高管團隊的學歷對企業績效的影響呈現差異化。因此，高學歷高管數量應與企業實況相匹配，區分并重視企業異質性對學歷的影響與需求，同時應創新高校現有就業指導政策中的常規做法。

關鍵詞：研究生學歷；企業績效；學歷水平；企業異質性

上市公司高層管理者（以下簡稱“高管”）作為企業運營的核心群體，是企業戰略目標的制訂者、企業成長變革的推動者，更是企業績效的直接影響者；無數歷史經驗表明，這一群體職場核心競爭力的高下，決定了上市公司是否良性發展。正如Kakati所指出，以綜合素質為資源基礎的高管競爭力是公司生存與發展的決定性因素^[1]。“競爭力”是一個抽象概念，形塑企業高管競爭力的因素較多，如從業經歷、專業技能、資源協調與優勢要素調動能力，等等；其中，“學歷背景”是關鍵因素^[2]。

當前，我國追求高學歷教育借以提升個人職場競爭力的學子越來越多。據國家統計局和中國教育在線最新數據，2022年研究生招生數高達124萬，相比1993年的4.21萬人，30余年間，招生規模增長近30倍^[3-4]。與此同時，隨著近年就業觀念與經濟形勢的變化，大量碩、博士畢業生紛紛選擇各級各類企業就職^[5-6]。那么，每年數量龐大的研究生進入職場后，能否有效提升相關企業的績效？研究生學歷與企業績效之間的作用關系如何？兩者是否呈現正相關？如果正相關，是微弱的正相關抑或極強的正相關？這些問題均需理論界及時回應。科學恰當的回應，既可為相關企業提供具體問題的解決之道，又可為高校就業服務工作的進一步完善提供因應之策。

事實上，學界早已留意到“學歷背景”與“企業績效”之間的內在邏輯關聯與相互影響機制，相關成果頗豐。但多數研究或是基于粗放式概念如“教育背景”“整體特質”等展開，或是基于中小樣本集測量，以致結論缺乏普適性與縱深感。因此，本文嘗試將“研究生學歷”從“學歷背景”中剝離并作為被解釋變量，同時借助不同性質上市公司及其高管在2000—2022年的綜合數據信息，實證測量與規范分析“研究生學歷”與“企業績效”的耦合效應和作用機制，以期補益高校就業服務體系，并為新時期企業人才需求政策的完善提供新思路。

一、文獻回顧

當前學界關于企業高管的研究生學歷與企業績效之間的關系考察極為鮮見，但對于其學歷背景與企業績效之間的關系研究并不沉寂。學者多從宏觀層面即徑直從“教育背景”這一整體概念出發，論述教育背景與企業績效的作用關系^[7-10]。就中觀層面而言，有學者把“教育背景”這一概念稍作分解，將其轉化為學歷、專業、異質性等指標，進而與企業績效做關聯考察^[11-13]。對高管學歷背景與企業績效的關系考察，既往研究大多止步于中小樣本及描述性統計，對兩者之間的作用機制并未進行深入挖掘；相關成果也沒有對研究所指涉的核心概念作結構化解析，即沒有細化“教育背景”這一概念，僅囿于較為籠統的中宏觀分析，以致在機理闡釋與規律適用方面缺乏一定程度的縱深感與普適性，研究結論也難以轉化成現實的對策與建議。如此一來，對學歷背景特別是研究生學歷與企業績效兩者之間更為精準的關系考察便留下了研究余地。

二、研究設計與數據來源

1.研究設計

本文的研究問題是企業高管的研究生學歷能否提高上市公司績效，即高管學歷水平與績效的作用關系及異質性影響分析。既有文獻表明，高管學位層次愈高，經營戰略變革的意愿則愈強^[14]，進而，企業績效提升的可能性也愈大；反之，學歷學位層次偏低的高管，在公司績效考核中，表現則不盡人意^[15-16]；同時，作為企業高管團隊中的最高管理者——董事長，其學歷水平也與企業績效的高低息息相關。由此，本文提出假設1。

假設1：企業高管團隊和董事長的學歷水平與企業績效相關。

作為影響企業績效的重要因素，除學歷外，還存在其他諸多變量如企業生命周期、企業性質與規模等，其中，高管團隊的學歷尤其是碩、博士研究生學歷對企業績效均有可能產生影響。關于企業生命周期（初創期、成長期、成熟期及衰退期^[17]）對企業績效影響的既有研究表明，學歷水平較高的高管團隊，其思維開闊縝密、審視問題全面、戰略眼光良好、學習和獲取信息的能力優秀，因此在企業生命周期的不同發展階段能夠制定正確的戰略決策來提升企業績效^[18]。但經典文獻卻顯示，企業的異質性特征包括人員特征、經營狀態、管理風格、治理結構在不同發展階段，會呈現顯著差異^[19]。與之相應，不同性質與規模企業的高管團隊也對企業績效有影響，如國企與非國企、中小企業與大企業在戰略決策、管理體制、學歷背景、企業文化、薪酬體系方面，均有較大差別，也正是以上差別產生了相異的企業績效，由此提出假設2。

假設2：異質性企業的高管團隊和董事長學歷影響企業績效具有差異性。

假設2a：處于不同發展階段的上市公司高管團隊和董事長學歷對企業績效的影響不同。

假設2b：不同性質上市公司董事長和高管學歷對企業績效的影響不同。

假設2c：不同規模上市公司董事長和高管學歷對企業績效的影響不同。

2.數據來源

本研究數據源自國泰安（CSMAR）的董監高教育背景明細庫和公司研究系列數據庫。本文先將董監高教育背景明細庫的信息匯總至年份–企業層面并整合成一個數據集，再通過識別年份和企業證券代碼，將整理好的董監高信息數據集和公司研究系列數據集合二為一，同時對數據做了如下處理：①剔除關鍵信息缺失的上市公司樣本；②剔除發生過ST或*ST或PT的上市公司樣本；③對回歸模型涉及的連續變量TobinQ，ROA，Size和Leverage進行上下1%水平的Winsorize（縮尾）處理，以消除異常值造成的影響。最終形成涵蓋4975個上市公司2000—2022年間的不平衡面板數據集。樣本各變量的具體分布情況見表1。從數據分布可以看到，董事長受教育年限總體上高于高管團隊的平均受教育年限，高管中本科學歷占比最高，而董事長中碩士研究生學歷占比最高。

3.變量選取

（1）被解釋變量。企業業績：參考已有學者的研究^[20-23]，本文選取托賓Q值（TobinQ）來衡量企業的長期績效；托賓Q值等于公司股價和重置成本的比值，其綜合考慮了資金的時間價值，涵蓋了會計指標不具備的信息，可較為準確地反映企業的績效水平和發展趨勢。為了檢驗結果的穩健性，使用總資產收益率（ROA）來衡量企業業績，其值等于凈利潤與總資產的比值。

1. 解釋變量。本文的解釋變量是公司高管團隊的學歷水平和董事長的學歷水平。對于學歷水平分為兩個層面考察，一個層面是平均受教育年限（Education），假定小學畢業年限為6年，初中畢業年限為9年，高中或中專畢業年限為12年，專科畢業年限為15年，本科畢業年限為16年，碩士研究生畢業年限為19年^[24]，博士研究生畢業年限是22年。另一個層面是不同的受教育階段。借鑒已有研究成果^[25-26]，用不同學歷的高管占高管總人數的比例來衡量學歷，高管團隊中中專及以下、大專、本科、碩士研究生和博士研究生學歷的人員比例分別為Edu_Mid，Edu_Col，Edu_Uni，Edu_Mas和Edu_Doc。此外，為探究公司董事長不同受教育階段的差異化影響，還構建了中專及中專以下（Middle）、大專（College）、本科（University）、碩士研究生（Master）和博士研究生（Doctor）受教育階段的虛擬變量，分析處于不同受教育階段的董事長對企業績效的影響，重點關注大專及以上學歷對企業績效的影響，以中專及中專以下學歷為參照指標。
2. 控制變量。借鑒已有研究^[21，27-28]，本文構建了以下控制變量：企業規模（Size），用企業總資產的對數來衡量；資產負債率（Leverage），取值為企業的總負債與總資產的比值；企業年齡（Firmage），即企業成立到某年份的時間，單位為年；高管團隊規模（Team），用公司當年高管總人數的對數來衡量。此外，眾多相關研究表明^[29-31]，在不同行業和不同年份，董事長和高管層的教育背景對企業績效的影響存在差異性，因此本文在回歸分析中加入代表企業所屬行業和年份的固定效應，以消除市場行業和時間因素的影響。

4.模型介紹：基準回歸模型

鑒于高管的學歷水平在時間和行業兩個層面存在差異，本文構建如下雙重固定效應模型識別公司高管和董事長的學歷水平對公司業績的影響：（1）

下標i、j、t分別表示企業、行業和年份。表示企業業績，用TobinQ值作為代理變量，分別表示公司董事長受教育年限（Education1）和公司高管平均受教育年限（Education2）。是公司基本特征變量，包括企業規模、資產負債率、企業年齡和高管團隊規模。和分別是行業固定效應和時間固定效應，用以消除行業層面不隨時間變化的影響因素和時間趨勢的干擾，為隨機擾動項。本文重點關注系數，該系數反映了公司高管和董事長的學歷水平對公司業績的凈效應。

在公式（1）的基礎上，本文將分解成不同受教育階段的虛擬變量和比例變量，分別生成公式（2）和公式（3）：（2）（3）

其中，和分別代表t年j行業的董事長i是否為中專及中專以下、大專、本科、碩士研究生和博士研究生學歷的受教育程度，是虛擬變量（若董事長是該受教育程度則取值為1，反之為0）。和則分別代表了接受過中專及中專以下教育、大專教育、本科教育、碩士研究生教育和博士研究生教育的高管占高管團隊總數的比例，取值在0–1之間。本文重點關注系數，和，即分析董事長和高管團隊的研究生學歷對公司業績的凈效應。

三、研究發現

1.相關性分析與共線性診斷

為排除各個變量間存在的多重共線性情況，本研究首先對上文所提變量做pearson相關性檢驗，分別對董事長維度和高管團隊維度的被解釋變量、解釋變量和控制變量做相關性分析。結果表明，無論是董事長維度還是高管團隊維度的相關性分析，各變量之間的相關系數都較小，大多在0.2以下，因此可認為變量之間不存在多重共線性問題。進一步對相關性分析的變量做相關性診斷，根據多重共線性檢驗結果，四個方程變量的方差膨脹系數VIF的取值均低于臨界值10，且大多接近1，可以判定模型變量之間也沒有共線性問題。

2.上市公司董事長和高管團隊的學歷水平對企業績效的影響分析

為探究上市公司董事長和高管團隊的學歷水平對企業績效的具體影響，本文根據公式（1）、公式（2）、公式（3），分別對董事長和高管團隊的學歷水平與企業績效做回歸分析，結果如表2所示。模型（1）和模型（3）的解釋變量分別是董事長和高管團隊的受教育年限，Education變量的回歸系數表明，在排除企業基本特征、時間和地區因素的干擾后，董事長的受教育年限每增加一年，企業的托賓Q值將平均顯著增加1.9%；高管團隊的平均受教育年限每增加一年，企業的托賓Q值將平均顯著增加9.4%。這反映出董事長和高管團隊的學歷水平與企業績效存在顯著的正相關性，而且高管團隊的受教育年限對企業績效的影響更加顯著。模型（2）和模型（4）的解釋變量分別是董事長的受教育階段和高管團隊的受教育階段占比，模型（2）的回歸系數表明，相較于獲得本科學歷的董事長，擁有碩士研究生學歷的董事長對企業績效的貢獻率增加了約為0.1%[0.169–0.168]，而擁有博士研究生學歷的董事長對企業績效的貢獻率增加了約為8.5%[0.253–0.168]；在已獲得碩士學歷的基礎上，董事長增加一年博士研究生教育對企業績效的貢獻率約為2.8%[（0.253–0.169）/3]。模型（4）的參照對象是獲得中專及以下學歷的高管占比，其回歸系數反映出高管團隊中高學歷高管比例越高，企業績效則越高，而且該正相關關系系數會隨著學歷層次的提升而增加，尤其是博士研究生占比的貢獻率遠高于其他類別。由此，假設1得以驗證。

3.上市公司董事長和高管團隊學歷對企業績效的差異化影響分析

（1）處于不同發展階段的上市公司董事長和高管團隊的學歷對企業績效的影響不同。參考部分學

者的研究成果^[32-33]，本文用營業收入增長率、留存收益率、資本支出率及企業年齡等四個指標的綜合得分來劃分企業發展階段，并采用分行業處理的方法對四個指標的總得分進行排序，即每一行業得分最低的1/3代表衰退期企業，最高的1/3代表成長期企業，中間的1/3代表成熟期企業。在最終的分析樣本中，共有4358家的11564個處于成長階段的企業觀測值、5327家的12405個處于成熟階段的企業觀測值和5140家的12464個處于衰退階段的企業觀測值。表3即為全生命周期視角下董事長和高管團隊的學歷水平與企業績效的回歸結果。模型（1）–（3）的結果表明，總體而論，董事長的學歷水平越高，對企業績效的促進作用越大，尤其是對于處在成長階段的企業而言，這一規律尤為明顯。其中，對于處于成長期和成熟期的企業，董事長的碩士研究生學歷具有顯著的正效應，但對于處于衰退期的企業，董事長的碩士研究生學歷對企業績效的促進作用卻不如本科學歷。模型（4）–（6）的回歸結果表明，總體看來，高管團隊學歷水平對企業業績的影響符合基準回歸結果，即高管團隊的學歷水平越高，這一影響越顯著。比較處于不同發展階段的企業可以發現，處于成熟階段的企業總體上受到的影響最大，其次是衰退期，最后是成長期。由此，假設2a得以驗證。

（2）不同股權性質上市公司董事長和高管團隊的學歷水平對企業績效的影響不同。本文構建股權性質虛擬變量，將國有企業賦值為1，非國有企業賦值為0。表4報告了不同股權性質上市公司的董事長和高管團隊的學歷水平對企業績效的差異化影響結果。總體而言，高管學歷對企業績效的影響在非國有企業更加顯著。模型（1）和（3）的回歸結果顯示，國有企業上市公司董事長的學歷水平與企業績效無關，高管團隊的學歷水平與企業績效部分相關，而且回歸系數值均遠低于基準回歸結果，主要體現在碩士研究生高管比例和博士研究生高管比例與企業績效正相關。根據模型（2）和（4）的回歸結果，非國有企業上市公司董事長和高管團隊的學歷水平都與企業績效呈顯著正相關，而且回歸系數值比基準回歸結果更大，這在一定程度上反映出上市公司的董事長和高管團隊的學歷水平對企業績效的影響主要作用于非國有企業。由此，假設2b得以驗證。

（3）不同規模上市公司董事長和高管的學歷水平對企業績效的影響不同。本文將企業資產作為企業規模的代理變量，將位于中位數以上的樣本設置為大規模企業，位于中位數以下的樣本設置為小規模企業。表5報告了不同規模上市公司的董事長和高管團隊的學歷水平對企業績效的差異化影響結果。總體看來，高管學歷對企業績效的影響在小規模企業表現更加顯著。根據模型（1）和（3）的回歸結果，大規模企業上市公司董事長的學歷水平與企業績效無關，高管團隊的學歷水平與企業績效部分相關，主要體現在碩士研究生高管比例和博士研究生高管比例與企業績效正相關。根據模型（2）和（4）的回歸結果，小規模企業上市公司董事長和高管團隊的學歷水平都與企業績效呈顯著正相關，而且回歸系數值比基準回歸結果更大，這在一定程度上反映出上市公司的董事長和高管團隊的學歷水平對企業績效的影響主要作用于小規模企業。由此，假設2c得以驗證。

由以上三方面可知，假設2得以驗證。

4.穩健性檢驗

（1）更換被解釋變量和滯后一期回歸。為檢驗研究結果的準確性，本文用總資產收益率取代托賓Q值來衡量企業業績，對表2的結果進行一系列的穩健性檢驗。以ROA作為被解釋變量的穩健性檢驗結果見表6的列（1）（2）（5）和（6），回歸結果與表2的基準回歸結果基本一致，驗證了本研究結果的適用性和穩定性。另外，公司董事長和高管團隊的學歷水平對企業業績的影響可能存在滯后性，因此本文將因變量托賓Q值提前一期生成新變量F.TobinQ，滯后一期的回歸結果見列（3）（4）（7）和（8），回歸結果與表2的基準回歸結果基本相同，只是系數值有所下降，這表明董事長和高管團隊的學歷水平對企業業績的當期影響更加顯著，也具有持久性，這一結果進一步說明了本研究模型的適當性和研究結論的可靠性。

（2）反向因果和工具變量法。在計量模型的估計中，內生性問題往往會導致OLS估計結果有偏和不一致，雖然本文已經控制了其他影響董事長和高管團隊學歷水平與企業績效之間關系的重要變量，但還有可能遺漏某些重要解釋變量，如果這些解釋變量能夠同時影響高管學歷水平和企業績效，可能會造成OLS回歸結果的偏誤。對于這一問題，本文采用工具變量法，尋找與公司高管學歷相關但獨立于企業績效的工具變量并做回歸。借鑒周京奎等學者的思路^[34]，本文將相應的宏觀變量作為研究中微觀變量的工具變量，即將各省平均受教育年限作為上市公司董事長和高管團隊平均受教育年限的工具變量，用二階段最小二乘法（2SLS）估計方程（1）。根據各省統計局公布的數據，本文生成了2003-2021年期間各省份的平均受教育年限變量Provedu，用來衡量各省的人力資本水平，其中，各省平均受教育年限＝（文盲人數×1+小學學歷人數×6+初中學歷人數×9+高中和中專學歷人數×12+大專及本科以上學歷人數×16）/6歲以上人口總數。利用有限信息最大似然法（LIML）檢驗發現，該工具變量滿足相關性假設，且弱識別檢驗F值均遠大于10，排除弱工具變量情形。表7的列（1）和（3）匯報了第一階段回歸結果，可以發現工具變量（各省平均受教育年限）與內生變量（上市公司董事長和高管團隊的平均受教育年限）具有顯著的正相關關系，與前文相關性假設檢驗結果一致。列（2）和（4）匯報了第二階段回歸結果，結果顯示上市公司董事長和高管團隊的平均受教育年限的系數顯著為正，并且大于OLS方法的估計系數，這表明不考慮內生性影響時，容易低估上市公司董事長和高管團隊的平均受教育年限對企業績效的作用。綜上，上述的穩健性分析進一步支持了基本回歸結果，即上市公司董事長和高管團隊的學歷水平對企業績效有顯著且穩健的正效應。

四、研究結論與建議

1.研究結論

（1）基于整體趨勢審視，企業高管團隊包括董事長的學歷水平與企業績效呈明顯正相關。實證結果表明，無論是高管團隊的受教育年限還是董事長的受教育年限，都與企業托賓Q值的變化趨勢始終保持一致，這與既往多數研究結果相吻合。比較而言，較之本科學歷的董事長，擁有碩士研究生學歷和博士研究生學歷的董事長對企業績效的貢獻率約增加了0.1%和8.5%；值得關注的是，博士研究生學歷顯示出極強的經濟效應。與此同時，回歸系數顯示，高管團隊的整體學歷水平對企業績效的貢獻依舊呈明顯正效應，尤其是博士研究生學歷的貢獻率遠高于其他類別學歷的貢獻率。

（2）基于異質性維度審視，不同發展階段、不同股權性質、不同規模的企業，董事長和高管團隊的學歷對企業績效的影響呈現差異化。實證結果顯示：①總體看來，董事長和高管團隊的研究生學歷與企業績效均呈正相關。其中，對于處在不同發展階段的企業而言，董事長的學歷水平越高，對企業績效的正效益越顯著，然而，對于衰退期的企業，董事長的碩士研究生學歷對企業績效的正效益不如本科學歷。高管團隊的整體學歷水平在企業生命周期的各個階段均與績效呈正相關，總體而言，這一效應對于處于成熟階段的企業最顯著，其次是衰退期，最后是成長期。②基于企業不同股權性質審視，董事長與高管團隊的學歷水平和企業績效呈差異化相關。對于國企而言，董事長的學歷水平與企業績效無明顯相關，高管團隊的學歷中僅有碩、博士研究生學歷與企業績效呈正相關；對于非國企而言，董事長和高管團隊的學歷水平均與企業績效呈顯著正相關，而且總體效益高于基準回歸結果。③基于企業規模大小審視，大規模企業上市公司董事長的學歷水平與企業績效無明顯相關，高管團隊的學歷水平與企業績效呈現部分相關，其中，高管團隊的碩、博士研究生學歷與企業績效呈正相關，小規模企業上市公司董事長和高管團隊的學歷水平均與企業績效呈顯著正相關，且總體效益高于全體企業回歸結果。

2.建議

（1）學歷總量控制：“規模適切”，高學歷高管數量應與企業實際情況相匹配。從企業整體績效審視，雖然高管團隊的研究生學歷與企業績效之間有明顯的統計學關聯，但本研究顯示，在衰退期企業和國有企業，研究生學歷并不是提升企業績效的必備條件，甚至會出現學歷“倒掛”現象。企業如果忽視自身的實際狀況，盲目增加高學歷高管人數，可能會導致高學歷人才供給與實際需求的嚴重脫節，如此一來，既不能提升學歷的邊際效應，也無法使人力成本投入產出比最大化。因此，對于企業而言，在招募和使用高學歷人才時，應統籌考慮企業的實際狀況，以適切的高學歷高管團隊規模匹配現實情勢，實現企業內部人力資源配置最優化。

（2）學歷結構調整：“精準優化”，區分并重視企業異質性對學歷的影響與需求。基于企業經營視角審視，企業應當充分關照異質特征所帶來的不同學歷需求，尤其應注意提升董事長及高管層的學歷水平，適當增加這一群體的深造機會，具體而言：①對于處在不同生命周期的企業，應使高管團隊的學歷水平與企業的發展階段相稱：針對成長期與成熟期的企業，應盡可能提升董事長的學歷水平，而處在衰退期的企業，同時提升董事長和高管團隊的學歷水平，或是提升企業績效的有效途徑之一；②對于國企而言，提升高管團隊的學歷水平尤其是盡可能提高碩、博士研究生學歷的占比，對于企業績效可能有良效；而對于非國企而言，則應同時提升董事長和高管團隊的學歷水平；③對于大規模企業上市公司而言，應盡可能提升高管團隊的學歷水平，而小規模企業上市公司的董事長和高管團隊的共同學歷提升，則有利于其滾動發展。

（3）服務手法更新：“分類推送”，創新高校現有就業指導政策中的常規做法。當前，高校的研究生就業指導工作不盡如人意，就業指導政策也不完善甚至缺失^[35-36]。在此情勢下，受教主體人力資本價值的彰顯成為難題。雖說價值彰顯是一個動態歷史過程，絕非在學歷教育階段就可以將其全部完成，但是，適切的崗位卻是充分發揮畢業生人力資本價值的“加速器”；因此，高校就業部門應充當就業工作的“排頭兵”，先期進入市場摸排不同企業的經營狀況、股權性質與規模大小，將上述信息進行分類處理，再推送至與企業特質相匹配的本科畢業生和碩、博士畢業生手中。如此“分類推送”，既可防止“一鍋端”的就業指導政策，又有利于創新就業指導政策中的常規做法。

參考文獻

[1] KAKATI?M. Success criteria in high-tech new ventures[J]. Technovation， 2003， 23（5）： 447-457.

[2] DOMS?M， LEWIS?E， ROBB?A. Local labor force education， new business characteristics， and firm performance[J]. Journal of urban economics， 2010， 67（1）： 61-77.

[3] 中國國家統計局. 國家數據[EB/OL]. [2023-09-14]. https：//data.?stats.gov.cn/search.htm？s=%E7%A0%94%E7%A9%B6%E7%94%9F.

[4] 中國教育在線. 2011年全國研究生招生數據調查報告[EB/OL].?（2012-01-05）?[2023-09-14]. https：//kaoyan.eol.cn/html/ky/bao?gao/diaocha1.shtml#11.

[5] 李永剛， 竇靜雯. 疫情沖擊下高水平大學研究生就業的整體表現與選擇變化研究——以教育部直屬高校為例[J]. 學位與研究生教育， 2023（5）： 35-43.

[6] 于菲， 邱文琪， 岳昌君. 我國研究生就業狀況實證研究[J]. 學位與研究生教育， 2019（6）： 32-38.

[7] GRAHAM J， HARVEY C. How do CFOs make capital budgeting and capital structure decisions[J]. Journal of applied corporate finance， 2002， 15（1）： 8-23.

[8] CAMELO C， FERNANDEZ-ALLES M， HERNANDEZ A B. Strategic consensus， top management teams， and innovation performance[J]. International journal of manpower， 2010， 31（6）： 678-695.

[9] SAMBHARYA R B. Foreign experience of top management teams and international diversification strategies of US multinational companies[J]. Strategic management journal， 1996， 17（9）： 739-746.

[0] TIHANYI L， ELLSTRAND A E， DAILY C M， et al. Composition of the top management team and firm international diversification[J]. Journal of management， 2000， 26： 1157-1167.

[1] BARKER V L， MULLER G C. CEO characteristics and firm R&D spending[J]. Management science， 2002， 48（6）： 782-801.

[2] 李春濤， 孔笑微. 經理層整體教育水平與上市公司經營績效的實證研究[J]. 南開經濟研究， 2005（1）： 8-14.

[3] 湯穎梅， 王懷明， 白云峰. CEO特征， 風險偏好與企業研發支出——以技術密集型產業為例[J]. 中國科技論壇， 2011（10）： 89-95.

[4] WIERSEMA M F， BANTEL K A. Top management team demography and corporate strategic change[J]. Academy of management journal， 1992， 35（1）： 91-121.

[5] PEREZ-GONZALEZ F. Inherited control and firm performance[J]. American economic review， 2006（5）： 1559-1588.

[6] KING T， SRIVASTAV A， WILLIAMS J. Whats in an education？ implications of CEO education for bank performance[J]. Journal of corporate finance， 2016， 37： 287-308.

[7] 王旭. 企業生命周期與債權人治理的“阻尼效應”[J]. 中南財經政法大學學報， 2013（1）： 129-136.

[8] 范亞東， 隋馨. 高管團隊特征與企業績效的相關性研究： 基于企業生命周期視角[J]. 中國社會科學院研究生院學報， 2019（3）： 53-64.

[9] MILLER D， FRIESEN P. A longitudinal study of the corporate life cycle[J]. Management science， 1984， 30（10）： 1161-1183.

[20] 方鑫， 董靜， 彭興越. 高管團隊能力共享度的維度與組合對企業績效的影響研究——基于探索式創新的中介作用[J].?研究與發展管理， 2023， 35（4）： 94-107.

[2] 武志勇， 董立群. 高管背景特征對房地產企業經營績效影響研究——基于生命周期視角[J]. 財會通訊， 2017（19）： 31-35，4.

[22] MUDAMBI R， SWIFT T. Proactive R&D management and firm growth： a punctuated equilibrium model[J]. Research Policy， 2011， 40（3）： 429-440.

[23] 吳建祖， 肖書鋒. 創新注意力轉移、研發投入跳躍與企業績效——來自中國A股上市公司的經驗證據[J]. 南開管理評論， 2016， 19（2）： 182-192.

[24] 張楠， 林嘉彬， 李建軍. 基礎教育機會不平等研究[J]. 中國工業經濟， 2020（8）： 42-60.

[25] 王娟， 王毅. 企業員工學歷水平與企業創新績效[J]. 西安交通大學學報（社會科學版）， 2016， 36（6）： 40-46.

[26] BARRO R J， LEE J W. International comparisons of educational attainment[J]. Journal of monetary economics， 1993， 32（3）： 363-394.

[27] 鄧新明， 劉禹， 龍賢義， 等. 高管團隊職能異質性與企業績效關系研究： 基于管理者認知和團隊沖突的中介分析[J]. 管理工程學報， 2020， 34（3）： 32-44.

[28] 路博. 高管特征對上市公司經營績效的影響效應[J]. 商業研究， 2022（2）： 133-141.

[29] 張慧， 安同良. 中國上市公司董事會學歷分布與公司績效的實證分析[J]. 經濟科學， 2005（5）： 113-120.

[30] 廖蘇宏， 孫選中. 房地產行業高管特征與企業績效關系研究[J]. 山東社會科學， 2017（11）： 159-165.

[3] 陳哲， 張曉晴， 張弛， 等. 創新型科技企業創業團隊素質與公司成長性間關系的實證研究——以中國“新三板”掛牌的軟件和信息技術服務業公司為例[J]. 投資研究， 2019， 38（7）： 95-104.

[32] ANTHONY J， RAMESH K. Association between accounting performance measures and stock prices[J]. Journal of accounting and economics， 1992， 15（2-3）： 203-227.

[33] 李云鶴， 李湛， 唐松蓮. 企業生命周期、公司治理與公司資本配置效率[J]. 南開管理評論， 2011， 14（3）： 110-121.

[34] 周京奎， 王貴東， 黃征學. 生產率進步影響農村人力資本積累嗎？——基于微觀數據的研究[J]. 經濟研究， 2019， 54（1）： 100-115.

[35] 周文輝， 黃歡， 趙金敏， 等. 2023年全國研究生滿意度調查[J]. 學位與研究生教育， 2023（9）： 48-54.

[36] 侯士兵， 沈延兵， 沈燕明. 就業引導教育融入研究生培養過程的機制研究[J]. 學位與研究生教育， 2017（4）： 43-47.

（責任編輯 ?周玉清）

作者簡介：尹璐，河南科技學院馬克思主義學院（校聘）副教授，新鄉 453000；胡英，北京理工大學教育學院碩士研究生，北京 100081；劉進（通訊作者），北京理工大學教育學院副教授，國際預防和爭端解決研究院研究員，北京100081；黃潔，首都經濟貿易大學講師，中國ESG研究院研究員，北京 100070。

基金項目：國家自然科學基金青年項目“女性參與企業決策層的阻礙機制和促進策略研究”（編號：72002140）