管理層能力、融資約束與企業績效

摘要：本文選取136家醫藥制造業企業2013—2023年財務數據為研究對象，使用熵值法對企業績效（CFP）進行綜合測算，運用多元線性回歸和中介效應模型，探討管理層能力、融資約束與企業績效之間的關系。研究結果表明，管理層能力與企業績效存在顯著正相關，管理層能力與融資約束存在顯著負相關。同時，融資約束在管理層能力與企業績效的影響中起到中介作用。研究發現，在管理層能力提升的過程中，股權制衡度、獨立董事占比、企業規模、資產負債率、總資產周轉率和營業收入增長率等因素起到了重要作用。

關鍵詞：管理層能力；融資約束；企業績效；醫藥制造業

中圖分類號：F""""""文獻標識碼：A""""""doi：10.19311/j.cnki.16723198.2025.07.002

理論基礎與研究假設

1.管理層能力與企業績效的關系

管理層能力指管理層在目標設定、領導能力、激勵機制、風險管理以及決策質量等方面的能力。管理層制定科學的績效評價體系和有效的激勵機制，監督企業的有效運作，提高企業績效[1]。資源基礎理論認為，企業的競爭優勢來源于其擁有的稀缺資源。管理層能力被視為一種重要的內部資源，能夠影響企業的戰略決策和資源配置。泰勒的科學管理理論強調有效的管理實踐對企業績效的重要性，管理層的能力直接影響到企業的運營效率和決策質量。國內外的研究表明管理層能力是影響企業績效的重要因素，醫藥制造業涉及復雜的研發、生產和監管流程，需要高度的組織協調和嚴格的合規管理，確保企業能夠持續推出符合標準的新藥，保持競爭力，提升企業績效。

基于以上分析，本文提出假設H1：管理層能力與企業績效具有顯著正向影響。

1.管理層能力與融資約束的關系

融資約束是企業在獲得融資時面臨的限制，由于信息不對稱、市場條件、信用風險等因素導致企業無法獲得所需的資金。管理層的多樣性和經驗豐富程度能夠增強企業的創新能力和市場競爭力，減少融資約束[2]。管理層通過增強信息對稱性、優化戰略決策、有效管理風險、提升企業聲譽和推動創新能力，顯著降低企業的融資約束，提高融資效率[3]。因此，企業在進行融資決策時，重視管理層能力的提升，是緩解融資約束的一項重要策略。

基于以上分析，本文提出假設H2：管理層能力與融資約束具有顯著負向影響。

1.3"融資約束對管理層能力與企業績效的中介效應

融資加速器理論解釋了企業在融資環境變化時，通過內部資金和外部融資來影響投資決策和經濟波動。而融資約束限制企業的資源獲取，使得管理層在決策時受到限制，影響其戰略制定和執行能力[4]。同時，在融資過程中企業還面臨信息不對稱的問題，投資者無法完全了解企業的真實價值和風險，使得企業在獲取外部資金時面臨更高的融資成本[5]。當管理層能力較強時，能夠更好地克服融資約束，促進企業績效的提升。反之，若融資約束過于嚴重，即使管理層能力再強，企業績效也會受到影響（趙選民等，2021）[6]。

對醫藥制造業企業而言，剖析融資約束與管理層能力、企業績效的影響及其中介效應，有助于企業在面對融資困難時采取有效的應對措施，提高管理層能力、優化內部控制和投資效率，更好地應對融資約束，維持或提升企業績效。

基于以上分析，本文提出假設H3：融資約束在管理層能力對企業績效的影響中存在中介作用。

研究設計

2.數據來源

本文選取2013—2023年滬深A"股醫藥制造業上市公司作為研究對象，其中剔除ST、ST*、數據缺失樣本，收集136家醫藥制造業上市公司相關財務數據，共1496個觀測值。使用STATA17軟件將其轉化為面板數據，并對連續性變量進行上下1%縮尾處理。"

2.變量定義

2.2.被解釋變量

被解釋變量為企業績效，使用熵值法計算企業績效（CFP）衡量。熵值法是基于信息熵理論的多指標綜合評價方法，通過計算各指標的信息熵來確定其權重，實現對多指標數據的客觀評價。其核心思想是利用信息熵來度量各屬性對決策的貢獻程度，確定各屬性的權重。本文從償債能力、盈利能力、營運能力以及成長能力4個方面出發，分別選取流動比率、速動比率、現金比率、凈資產收益率、營業凈利率、成本費用利潤率、應收賬款周轉率、存貨周轉率、總資產周轉率、總資產增長率、營業收入增長率、可持續增長率等12個財務指標進行綜合測算。

2.2.解釋變量

解釋變量為管理層能力（Spcs），使用第一大股東持股比例衡量。第一大股東持股比例反映了第一大股東在公司中的影響力和控制力，直接影響到公司治理結構和管理層的決策能力。較高的股權集中度有利于公司治理水平的改善，第一大股東持股比例越高，參與管理層監督的積極性越高，管理層能力越高。

2.2.3"中介變量

中介變量為融資約束，使用ww指數衡量。ww指數基于動態結構估計方法設計，用于衡量融資約束程度的指標。該指數越大，表明企業的融資約束越強。

2.2.4"控制變量

控制變量使用股權制衡度（Gq）、獨立董事比例（Board）、企業規模（Size）、資產負債率（Lev）、總資產周轉率（Tat）、營業收入增長率（Rer）衡量。此外，使用年度（Year）作為虛擬變量，對樣本數據進行控制。

2.3"模型構建

為驗證假設H1，構建模型2-1，其中CFP代表企業績效，Spcs代表管理層能力。如果α1的系數顯著為正，則假設H1成立。

CFP=α0+α1Spcs+α2Controls+∑year+ε模型2-1

為驗證假設H2，構建模型2-2，其中WW代表融資約束，Spcs代表管理層能力。如果β1的系數顯著為負，則假設H2成立。

WW=β0+β1Spcs+β2Controls+∑year+ε模型2-2

為驗證假設H3，構建模型2-3，其中CFP代表企業績效，Spcs代表管理層能力，WW代表融資約束。當"α1、β1和"λ1均顯著時，表示融資約束在管理層能力與企業績效中發揮了中介效應；如"果"λ1不顯著，則為完全中介效應；如果"λ1顯著，且λ1的絕對值低于α1的絕對值，則為部分中介效應，此時假設H3成立。

CEP=λ0+λ1Spcs+λ2WW+λ3Controls+∑year+ε模型2-3

3"實證結果分析

3.描述性統計

描述性統計結果如表1所示。醫藥制造業企業績效的中值為0.016，平均值為0.020，表明醫藥制造業大部分企業的績效低于整體市場平均水平，但是企業績效的最小值0.0076，最大值0.062，表明醫藥制造業企業績效的差異化較大。管理層能力最小值0.070，最大值0.690，表明醫藥制造業企業管理層持股差距較大。ww指數的均值-1.02，最小值-1.161，最大值-0.884，表明大部分醫藥制造業企業的融資約束高于市場平均水平，其余變量也存在一定的差異。

3.回歸結果與分析

管理層能力與企業績效的回歸結果分析。表2模型2-1回歸結果驗證了假設H1的合理性，數據顯示管理層能力（Spcs）系數為0.006，在1%水平下顯著為正。表明擁有高能力的管理層能夠更好地發揮其專業優勢，通過審查企業所處的市場環境，預測未來發展趨勢，實施更恰當的企業經營策略和資源配置，作出更合理有效的投資決策，提升企業績效。控制變量中股權制衡度在1%水平下顯著，系數為0.002，表明股權制衡度較高的企業管理層對市場政策的反映更加積極，更能夠利用自身優勢帶動企業績效的增長。總資產增長率在1%水平下顯著為正，說明企業的銷售能力越強，越能給企業績效帶來正面影響。

管理層能力與融資約束的回歸結果分析。模型2-2，管理層能力（Spcs）的系數為-0.015，且在5%水平下顯著，說明管理層能力越強，越能緩解融資約束帶來的信息不對稱程度，在增強投資者信息的同時，放寬對企業融資能力的限制，以緩解企業的融資約束問題，驗證了假設H2。高能力的管理層能改善企業的經營和財務狀況，在吸引外部投資者的同時，也為管理層帶來了聲譽，將企業內部的生產經營狀況傳遞出去，使內外部利益相關者趨于一致，降低外部利益相關者的投資回報額，從而獲取外源融資，降低融資約束成本。

管理層能力、融資約束與企業績效的回歸結果分析。為了檢驗融資約束在管理層能力與企業績效之間的作用路徑，本文采用Bootstrap法和Sobel法對假設H3進行檢驗。模型2-1結果顯示管理層能力（Spcs）系數為0.007，且在1%水平下顯著為正，符合假設1的推斷；模型2-2結果顯示管理層能力（Spcs）系數為-0.015，且在5%水平下顯著為負，符合假設2的推斷。模型2-3結果顯示管理層能力（Spcs）在1%水平上與企業績效（CFP）呈正相關，系數為0.007，融資約束（ww）在1%水平下與企業績效（CFP）呈顯著負相關，系數為-0.007，在模型2-1與模型2-3中"α1與λ1值分別為0.006、0.005，α1gt;λ1，結果通過了Bootstrap檢驗，說明管理層能力正向影響企業績效的過程中，融資約束起到了部分中介的作用。管理層能力通過緩解企業的融資約束從而對非效率投資產生抑制作用，并且在投資過度和投資不足兩種狀態下均有效。此外，融資約束在管理層能力與企業績效之間也存在負相關關系，隨著融資約束程度的加深，會造成企業資金周轉困難，限制企業的經營投資活動，假設H3成立。

綜上所述，管理層能力對企業績效有顯著正向影響，而融資約束在管理層能力與企業績效之間起到中介作用。高能力的管理層能夠通過優化資源配置、靈活運用現有資源、提高企業競爭力等方式有效提升企業績效。同時，融資約束的存在會限制企業的經營投資活動，而高能力的管理層能夠緩解這一問題，提升企業績效。

3.3"穩健性檢驗

為增強本文研究結論的可靠性，對模型進行了穩健性檢驗。

3.3.替換被解釋變量

替換被解釋變量為資產收益率（ROA）。資產收益率（ROA）是衡量企業每一單位資產所創造的凈利潤價值的指標，反映了企業的盈利能力。ROA值越大，表明企業的盈利能力越強，績效越好。如表2所示，模型2-1管理層能力（Spcs）的回歸系數為0.027，且在5%水平顯著為正，表明管理層能力越高的企業，企業績效越可觀。模型2-2管理層力能力在5%水平下顯著為負，系數為-0.015，表明管理層能力與融資約束呈顯著負相關。模型2-3中管理層能力與企業績效顯著正相關，同時模型2-1與模型2-3中"α1與λ1值分別為0.027、0.020，α1gt;λ1，結果通過了Bootstrap檢驗，說明管理層能力正向影響企業績效的過程中，融資約束起到了部分中介的作用，假設H3成立。

3.3.被解釋變量的滯后效應

滯后效應主要來自于時間序列分析中的滯后效應定義和原理，即當前觀測值與過去觀測值之間的關聯性。本文將被解釋變量企業績效（CFP）滯后一期和二期處理，將被解釋變量滯后一期和二期進行驗證的重要性在于，有助于更準確地捕捉變量之間的動態關系和滯后效應，對于預測企業未來發展趨勢和制定有效的管理政策具有重要意義。

被解釋變量滯后一期、二期的回歸結果如表3所示，管理層能力（Spcs）在1%水平下與企業績效呈顯著正相關，管理層能力與融資約束在5%水平下呈顯著負相關，比較融資約束的中介作用時，滯后一期、二期回歸結果同樣表明了融資約束在管理層能力與企業績效的影響中起到了中介作用，本文的結論仍然成立。

4"對策建議

管理層作為日常經營管理活動的布道者，其能力高低決定了企業經營成果。基于前文的研究結論，本文提出以下幾點建議。

4.提升管理層的專業素養和管理水平

提升管理層的專業素養和管理水平是一個系統性工程。普洛藥業的管理團隊在2017年進行了重大調整，采用了“事業部+職能”的管理模型，實現了統一戰略、統一管理和統一文化。通過設立中間體和原料藥、制劑及CDMO事業部，減少了管理層級，大幅提升了管理效率，釋放了內部盈利潛力。因此，企業加強內部管理，通過集中培訓、專家講座、遠程互動、外派學習等方模型開展培訓活動，對提升管理層的專業素養和管理水平具有重要作用。

4.多元化融資渠道，降低融資成本和風險

醫藥制造業企業拓展直接融資渠道，促進中醫藥產業加快發展。同時，合理利用資本市場平臺，拓寬資本運作渠道，提高企業知名度和抗風險能力，有效分散融資風險，降低融資成本，提高融資能力。2021年德琪醫藥宣布完成9700萬美元C輪融資，繼2019年拿到1.2億美元融資之后的又一筆大額融資，為醫藥制造企業開啟多元化融資渠道，對加碼創新藥領域具有重要意義。

4.3"提升技術創新能力，增強企業的市場競爭力和財務績效

醫藥制造業企業持續增加研發投入，實現研發創新的良性循環。研發投入是提升企業競爭力的重要因素，能顯著正向影響企業績效。截至2024年，恒瑞醫藥累計研發投入近400億元，位居全國醫藥行業前列。其研發路線主要圍繞創新藥和國際化展開，通過持續的研發投入和國際合作，企業不斷推出新的創新藥物，逐步實現國際化布局，推動企業持續發展。因此，醫藥制造業企業需樹立正確的研發意識，立足于長遠發展，創造新的市場需求，提高服務質量，增強企業競爭力。

4.4"履行社會責任提升企業形象和信譽，促進商業信用融資

履行社會責任有助于企業建立良好聲譽，幫助企業形成產品市場競爭優勢。恒瑞醫藥憑借其在環境、社會和公司治理（ESG）方面的杰出表現，榮獲“2023企業ESG杰出社會責任實踐案例”、復星醫藥在社會責任領域表現優秀，榮獲包括MSCI"ESG評級BBB級、中證成分股ESG評級BBB級（潤靈評級）、2020中國企業ESG“金責獎”年度可持續發展獎等多個獎項。由此可見，行業內企業履行社會責任增強企業的信用，促進商業信用融資，形成了良性循環。

參考文獻

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