管理層能力對企業(yè)創(chuàng)新績效的影響研究
——產(chǎn)權(quán)性質(zhì)與產(chǎn)品市場競爭的調(diào)節(jié)作用

李 鈞，柳志娣，王振源

（華東師范大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)部，上海 200062）

一、引 言

在當(dāng)今動(dòng)態(tài)、復(fù)雜和難以預(yù)測的全球化經(jīng)濟(jì)中，創(chuàng)新成為推動(dòng)經(jīng)濟(jì)持續(xù)健康發(fā)展的強(qiáng)大動(dòng)力，同時(shí)也是企業(yè)獲取并維持其自身競爭優(yōu)勢的有效途徑。在李克強(qiáng)總理提出“大眾創(chuàng)業(yè)、萬眾創(chuàng)新”之后，十九大報(bào)告中進(jìn)一步指出要堅(jiān)定實(shí)施創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展戰(zhàn)略，加快建設(shè)創(chuàng)新型國家，努力使我國在2035年躋身創(chuàng)新型國家前列。探究企業(yè)創(chuàng)新的影響因素會(huì)助力企業(yè)提升創(chuàng)新水平，已有文獻(xiàn)主要從股權(quán)結(jié)構(gòu)（李文貴、余明桂，2015）［1］、激勵(lì)因素（Holmstrom，1989）［2］等內(nèi)部治理視角以及產(chǎn)品市場競爭（簡澤等，2017）［3］、產(chǎn)業(yè)政策（黎文靖、鄭曼妮，2016）［4］等外部環(huán)境視角進(jìn)行了廣泛的研究。

管理層是企業(yè)重要的人力資本，其能力是影響企業(yè)創(chuàng)新成功的關(guān)鍵因素（Chen et al.，2015）［5］，在促進(jìn)國民經(jīng)濟(jì)增長中發(fā)揮著關(guān)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(nèi)外關(guān)于管理層能力的研究非常少，導(dǎo)致管理層能力這一寶貴資源被遺忘了很長一段時(shí)間（Nuthall，2001）［7］。直到Demerjian等（2012）［8］提出使用DEA-Tobit二階段模型來計(jì)量管理層能力后，學(xué)者們才開始進(jìn)行有關(guān)管理層能力的實(shí)證研究，包括管理層能力對盈余質(zhì)量（Demerjian et al.，2013）［9］、企業(yè)避稅（謝建等，2016）［10］、審計(jì)收費(fèi)（何威風(fēng)、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(yè)創(chuàng)新的影響，近年來企業(yè)創(chuàng)新成為管理層能力中一個(gè)新興的研究領(lǐng)域。Chen等（2015）［5］首次檢驗(yàn)了管理層能力對企業(yè)創(chuàng)新的影響，并得出管理層能力與企業(yè)創(chuàng)新顯著正相關(guān)。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(shí)證檢驗(yàn)得出管理層能力正向影響企業(yè)創(chuàng)新。鄧峰和李亞慧（2019）［15］利用中國A股高技術(shù)上市公司2011-2017年的數(shù)據(jù)實(shí)證表明，管理層能力負(fù)向影響企業(yè)創(chuàng)新投入，這種抑制作用在國有企業(yè)中更為明顯。王金鳳等（2019）［16］通過對281家新創(chuàng)企業(yè)進(jìn)行問卷調(diào)查發(fā)現(xiàn)，管理層所具備的創(chuàng)新認(rèn)知、二元性創(chuàng)新、互補(bǔ)性資產(chǎn)管理三種能力均顯著正向影響商業(yè)模式創(chuàng)新。由此可見，關(guān)于管理層能力與企業(yè)創(chuàng)新的研究起步較晚，實(shí)證研究相對較少，且尚未形成一致結(jié)論。另外，國外的研究結(jié)論不一定適應(yīng)中國的情境，已有的研究樣本不具有普遍性，研究結(jié)論的可靠性還會(huì)受到樣本數(shù)量和時(shí)間跨度的影響。

產(chǎn)權(quán)性質(zhì)與產(chǎn)品市場競爭程度分別反映了企業(yè)的內(nèi)部制度環(huán)境和外部市場環(huán)境，是企業(yè)創(chuàng)新研究中重要的權(quán)變因素。現(xiàn)有關(guān)于企業(yè)創(chuàng)新的文獻(xiàn)多將兩者作為調(diào)節(jié)變量，分析企業(yè)內(nèi)外部環(huán)境因素對企業(yè)創(chuàng)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(yè)創(chuàng)新之間的關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證檢驗(yàn)，并探討了內(nèi)部制度環(huán)境與外部市場環(huán)境對兩者關(guān)系的調(diào)節(jié)作用。研究結(jié)論表明，管理層能力可以顯著促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新績效。產(chǎn)權(quán)性質(zhì)不同，管理層能力對企業(yè)創(chuàng)新績效的影響不存在顯著差異；在產(chǎn)品市場競爭激烈的環(huán)境中，管理層能力對企業(yè)創(chuàng)新績效的促進(jìn)作用更顯著。

二、理論分析與研究假設(shè)

（一）管理層能力與企業(yè)創(chuàng)新績效

Hambrick 和 Mason（1984）［17］提出的高階理論認(rèn)為，管理層是企業(yè)戰(zhàn)略決策主體，他們的認(rèn)知、經(jīng)驗(yàn)和價(jià)值觀等特征會(huì)影響企業(yè)的戰(zhàn)略選擇，進(jìn)而影響企業(yè)目標(biāo)的實(shí)現(xiàn)。管理層能力作為認(rèn)知、經(jīng)驗(yàn)、價(jià)值觀等特征的綜合體現(xiàn)，會(huì)對管理層行為產(chǎn)生直接影響，并進(jìn)一步影響企業(yè)決策和行為（張敦力、江新峰，2015）［18］?，F(xiàn)有研究已經(jīng)證實(shí)，管理層能力對企業(yè)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(chuàng)新是一項(xiàng)不確定性較高的決策，創(chuàng)新過程具有風(fēng)險(xiǎn)較高、周期較長、投入較多的特點(diǎn)（Holmstrom，1989）［2］。依據(jù)高階理論（Hambrick、Mason，1984）［17］，管理層在企業(yè)創(chuàng)新過程中起著決定性的作用，其能力成為企業(yè)創(chuàng)新成功的關(guān)鍵。高能力管理層的風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)能力、機(jī)會(huì)發(fā)現(xiàn)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(jìn)企業(yè)創(chuàng)新。具體理由為：

首先，能力強(qiáng)的管理層有著較強(qiáng)的風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)能力，有助于提升企業(yè)創(chuàng)新績效。企業(yè)在創(chuàng)新過程中，不可避免地會(huì)面臨諸多風(fēng)險(xiǎn)，而能力高的管理層承擔(dān)風(fēng)險(xiǎn)能力強(qiáng)，能夠以沉著冷靜的態(tài)度應(yīng)對風(fēng)險(xiǎn)，識別風(fēng)險(xiǎn)中蘊(yùn)含的機(jī)會(huì)和獲利的可能性，做出正確的決策，進(jìn)而促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)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(qiáng)的風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)能力，一般都愿意承擔(dān)風(fēng)險(xiǎn)，更傾向于從事企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)活動(dòng)。因此，可能更愿意追求高風(fēng)險(xiǎn)的創(chuàng)新項(xiàng)目。

其次，能力強(qiáng)的管理層更能發(fā)現(xiàn)投資機(jī)會(huì)，做出可靠的前瞻性戰(zhàn)略決策，有助于企業(yè)創(chuàng)新績效的提升。創(chuàng)新是一項(xiàng)長期的戰(zhàn)略性投資，管理層需要具備戰(zhàn)略眼光。而高能力的管理層對公司戰(zhàn)略、技術(shù)和行業(yè)趨勢有更深入的了解，能準(zhǔn)確地預(yù)測產(chǎn)品需求，發(fā)現(xiàn)有利的投資機(jī)會(huì)，并且能夠評估潛在投資機(jī)會(huì)的價(jià)值，選擇高價(jià)值的項(xiàng)目進(jìn)行投資（Demerjian et al.，2012）［8］，因此，他們更有可能投資于高價(jià)值的創(chuàng)新項(xiàng)目。相關(guān)研究也表明，能力高的管理者不會(huì)盲目跟風(fēng)投資（張敦力、江新峰，2015）［18］，他們有能力選擇更好的項(xiàng)目，投資于凈現(xiàn)值較高的項(xiàng)目（Chemmanur et al.，2009；Francis et al.，2013；Leeet al.，2018）［24-26］。

最后，能力強(qiáng)的管理層能夠更有效地利用企業(yè)資源，為創(chuàng)新活動(dòng)營造及時(shí)、充足、高效的資源環(huán)境。管理層是一種有可能為公司帶來持續(xù)競爭優(yōu)勢的企業(yè)資源，因?yàn)樗麄兙邆淅斫獠⒂行Ю闷髽I(yè)資源的能力（Barney，1991）［27］。能力強(qiáng)的管理層在管理公司資源方面更有經(jīng)驗(yàn)，能夠更有效地利用企業(yè)資源，從而更好地實(shí)施新項(xiàng)目（Lee et al.，2018）［26］。Andreou等（2013）［28］、Francis等（2013）［29］通過實(shí)證檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，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(yè)帶來更好的績效。此外，更有能力的管理層可以激勵(lì)研究人員充分發(fā)揮他們的創(chuàng)造潛能，從而為企業(yè)創(chuàng)新活動(dòng)提供最大價(jià)值的人力資源，提升企業(yè)創(chuàng)新績效（Chang et al.，2015）［30］?；谏鲜龇治?，本文提出假設(shè)1。

假設(shè)1：在其他條件相同的情況下，管理層能力對企業(yè)創(chuàng)新績效具有促進(jìn)作用。

（二）產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、管理層能力與企業(yè)創(chuàng)新績效

產(chǎn)權(quán)性質(zhì)作為上市公司的自身屬性，會(huì)影響企業(yè)決策及生產(chǎn)經(jīng)營活動(dòng)（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(fā)現(xiàn)，產(chǎn)權(quán)異質(zhì)性對企業(yè)創(chuàng)新績效有著顯著影響，不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的企業(yè)在經(jīng)營目標(biāo)、政府干預(yù)以及激勵(lì)體系等方面都會(huì)存在很大的差異，這可能會(huì)影響管理層能力對企業(yè)創(chuàng)新績效促進(jìn)作用的發(fā)揮。具體來說，民營企業(yè)受到的政府干預(yù)較少，其主要經(jīng)營目標(biāo)是維持企業(yè)的生存和發(fā)展（趙興廬等，2014）［35］，管理層通常更加注重企業(yè)的長期競爭優(yōu)勢，而且民營企業(yè)的激勵(lì)機(jī)制與企業(yè)的經(jīng)濟(jì)效益密切相關(guān)，能夠有效激勵(lì)管理者充分發(fā)揮其能力，進(jìn)行更多創(chuàng)新活動(dòng)，從而提高企業(yè)創(chuàng)新績效。而在政府干預(yù)的影響下，國有企業(yè)的經(jīng)營目標(biāo)具有多元性，除追求經(jīng)濟(jì)目標(biāo)之外，更多的是要實(shí)現(xiàn)行政目標(biāo)和社會(huì)責(zé)任，管理層能力會(huì)被分散，而且國有企業(yè)管理者的行政晉升也更多依賴于政府干預(yù)，導(dǎo)致管理層缺乏創(chuàng)新的動(dòng)力。王秋紅（2016）［36］、沈烈和郭陽生（2017）［37］、李延喜等（2018）［38］通過實(shí)證檢驗(yàn)認(rèn)為，國有產(chǎn)權(quán)性質(zhì)會(huì)抑制管理層能力的發(fā)揮。基于上述分析，本文提出假設(shè)2。

假設(shè)2：相比國有企業(yè)，民營企業(yè)的管理層能力對企業(yè)創(chuàng)新績效的促進(jìn)作用更顯著。

（三）產(chǎn)品市場競爭、管理層能力與企業(yè)創(chuàng)新績效

企業(yè)的生產(chǎn)經(jīng)營活動(dòng)離不開產(chǎn)品市場，企業(yè)所處的產(chǎn)品市場競爭環(huán)境會(huì)對管理層能力的發(fā)揮產(chǎn)生影響，進(jìn)而對企業(yè)創(chuàng)新績效產(chǎn)生影響。一方面，產(chǎn)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(qiáng)同行業(yè)內(nèi)競爭對手之間企業(yè)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(jià)（Schmidt，1997；Noble et al.，2004）［39-40］。產(chǎn)品市場競爭越激烈，股東越能對管理者進(jìn)行更有效的監(jiān)督和激勵(lì)（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(dòng)力通過技術(shù)創(chuàng)新來降低企業(yè)的生產(chǎn)成本以獲得更優(yōu)的企業(yè)績效。另一方面，在充分競爭的產(chǎn)品市場上，只有具有核心競爭力的企業(yè)才能夠長久生存，管理者面臨著較大的經(jīng)營壓力。市場競爭會(huì)不斷地淘汰創(chuàng)新較少的低技術(shù)企業(yè)，使市場份額逐漸轉(zhuǎn)向創(chuàng)新較多的企業(yè)（簡澤等，2017）［3］。激烈的產(chǎn)品市場競爭環(huán)境會(huì)增加企業(yè)面臨破產(chǎn)清算的可能性，而破產(chǎn)清算會(huì)使管理者遭受被解雇的風(fēng)險(xiǎn)或使管理者的薪酬與聲譽(yù)受損。因此，迫于外部競爭的壓力，管理者將不斷進(jìn)行技術(shù)創(chuàng)新，開發(fā)具有差異化的產(chǎn)品，增強(qiáng)企業(yè)的核心競爭力，提升企業(yè)的市場份額。基于上述分析，本文提出假設(shè)3。

假設(shè)3：在產(chǎn)品市場競爭激烈的環(huán)境中，管理層能力對企業(yè)創(chuàng)新績效的促進(jìn)作用更明顯。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文選取2008-2016年滬深A(yù)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(yè)務(wù)利潤率為負(fù)的公司；③剔除數(shù)據(jù)存在嚴(yán)重缺失的公司；④鑒于季度報(bào)告缺失信息較多，采用年報(bào)數(shù)據(jù)作為研究樣本。在計(jì)算管理層能力時(shí)，需要采用上一期數(shù)據(jù)。另外，鑒于企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出存在一定的滯后性，被解釋變量采用滯后一期的數(shù)據(jù)，即專利數(shù)據(jù)采用2009-2017年的數(shù)據(jù)，最終得到4 785個(gè)有效樣本。本文所有數(shù)據(jù)來自CSMAR和Wind數(shù)據(jù)庫，公司效率數(shù)據(jù)采用DEA-Solver Pro5.0求出，其他數(shù)據(jù)處理和統(tǒng)計(jì)分析采用Excel 2016和Stata 14.0。

（二）變量界定

1.被解釋變量：企業(yè)創(chuàng)新績效

關(guān)于企業(yè)創(chuàng)新績效的衡量指標(biāo)，現(xiàn)有研究通常采用專利申請數(shù)量、專利授權(quán)數(shù)量、專利引用數(shù)量、新產(chǎn)品開發(fā)數(shù)量、新產(chǎn)品銷售收入以及凈資產(chǎn)收益率等指標(biāo)。其中，專利申請數(shù)量被廣泛認(rèn)為是衡量創(chuàng)新績效最直接、最準(zhǔn)確的指標(biāo)，因?yàn)楫?dāng)專利處于申請狀態(tài)，就證明創(chuàng)新活動(dòng)已經(jīng)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(shù)量（Patent）來衡量企業(yè)創(chuàng)新績效，并選用專利授權(quán)數(shù)量（Grant）進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，以確保結(jié)果可靠。

2.解釋變量：管理層能力

已有研究關(guān)于管理層能力的度量主要有固定效應(yīng)模型（Bertrand、Schoar，2003）［44］、歷史收益率（Fee、Hadlock，2003）［45］、管理層個(gè)人特征（如年齡、任期、學(xué)歷等）、管理層薪酬（Tervio，2008）［46］、媒體關(guān)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(rèn)可的DEA-Tobit模型度量管理層能力，具體計(jì)算步驟如下：

第一步：根據(jù)模型（1）運(yùn)用數(shù)據(jù)包絡(luò)分析法（DEA）分行業(yè)計(jì)算各個(gè)企業(yè)的生產(chǎn)效率（θ）。其中，產(chǎn)出變量為營業(yè)收入（Sales），投入變量包括營業(yè)成本（Cg）、銷售及管理費(fèi)用之和（Sga）、固定資產(chǎn)凈值（Fa）、研發(fā)支出（Rd），無形資產(chǎn)凈值（Intang）、商譽(yù)（Gw）。上述變量中，Sales、Cg和Sga使用本期期間數(shù)，F(xiàn)a、Rd、Intang和Gw使用上期期末數(shù)。該模型假定，在年初給定一定資源的情況下，企業(yè)在這一年內(nèi)取得的生產(chǎn)效率。由此模型計(jì)算出來的企業(yè)生產(chǎn)效率θ取值在0～1之間，θ值越接近1，表示企業(yè)生產(chǎn)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(yè)生產(chǎn)效率可以作為管理層能力的代理變量，但是企業(yè)生產(chǎn)效率還受企業(yè)層面因素（如規(guī)模優(yōu)勢等）的影響。要衡量管理層能力，需要剔除企業(yè)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(gè)可能影響企業(yè)生產(chǎn)效率的企業(yè)層面因素，分別是企業(yè)規(guī)模（Size）、企業(yè)上市年限（Age）、市場份額（Ms）、企業(yè)自由現(xiàn)金流（Fcf）、企業(yè)是否在國外經(jīng)營（Fci），構(gòu)建Tobit回歸模型（2）以分離出企業(yè)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(diào)節(jié)變量

（1）產(chǎn)權(quán)性質(zhì)。產(chǎn)權(quán)性質(zhì)為虛擬變量，當(dāng)上市公司為國有企業(yè)時(shí)為1，否則為0。

（2）產(chǎn)品市場競爭程度。產(chǎn)品市場競爭程度采用經(jīng)產(chǎn)業(yè)調(diào)整后的勒納指數(shù)衡量，即企業(yè)的營業(yè)利潤率減去企業(yè)所在行業(yè)的營業(yè)利潤率均值，該指數(shù)反映了同一行業(yè)內(nèi)不同企業(yè)之間的產(chǎn)品市場競爭。Lener值越小，表明企業(yè)在所處行業(yè)中與其他競爭對手的業(yè)務(wù)相似性越大，面臨的競爭就越激烈；反之，Lener值越大，業(yè)務(wù)相似性就越小，面臨的競爭也越小。

4.控制變量

結(jié)合現(xiàn)有研究文獻(xiàn)，本文控制了可能影響企業(yè)創(chuàng)新績效的其他因素，具體包括企業(yè)成立年限（Lnage）、企業(yè)規(guī)模（Size）、資產(chǎn)負(fù)債率（Lev）、固定資產(chǎn)密集度（PPE）、資產(chǎn)收益率（Roa）、托賓Q值（TobinQ）、企業(yè)成長性（Growth）、研發(fā)投入強(qiáng)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(shè)計(jì)

為檢驗(yàn)假設(shè)1，本文構(gòu)建了回歸模型（3）?？紤]企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出存在一定的滯后性，因此被解釋變量采用滯后一期的數(shù)據(jù)。同時(shí)，為了控制行業(yè)和年度的影響，模型中還加入行業(yè)固定效應(yīng)和年度固定效應(yīng)。模型具體如下：

為檢驗(yàn)假設(shè)2和假設(shè)3，構(gòu)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(chǎn)權(quán)性質(zhì)（Soe）、產(chǎn)品市場競爭度（Lener）。

四、實(shí)證結(jié)果與分析

（一）描述性統(tǒng)計(jì)分析

表2報(bào)告了研究變量的描述性統(tǒng)計(jì)分析結(jié)果。從表2中可以看出，企業(yè)創(chuàng)新績效（Patent）的均值與中位數(shù)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(biāo)準(zhǔn)差為1.725，表明中國上市公司的創(chuàng)新績效整體上呈現(xiàn)良好的正態(tài)分布，但不同企業(yè)的創(chuàng)新績效有較大的差異。管理層能力（Ma）的均值與中位數(shù)均接近于0，分別為-0.006、-0.028，這與Demerjian等（2012）［8］對該指標(biāo)的衡量結(jié)果十分相似；同時(shí)可以看到，該變量的最大值為0.449，最小值為-0.264，標(biāo)準(zhǔn)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(yè)創(chuàng)新績效的影響。產(chǎn)品市場競爭程度（Lener）的均值與中位數(shù)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(yè)之間競爭程度存在明顯差異。

在控制變量方面，企業(yè)規(guī)模（Size）和托賓Q值（TobinQ）的標(biāo)準(zhǔn)差較大，分別為1.282、1.920，表明上市公司在企業(yè)規(guī)模與市場對于公司未來利潤的預(yù)期方面存在較大的個(gè)體差異。企業(yè)成立年限（Lnage）的均值與中位數(shù)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(chǎn)負(fù)債率（Lev）的均值為0.487，表明樣本公司的債務(wù)水平適中。資產(chǎn)收益率（Roa）的均值為0.041，中位數(shù)為0.034，表明上市公司的整體盈利能力不是很高。企業(yè)成長性（Growth）的均值為0.268，最大值達(dá)到5.391，表明大部分上市公司具有較高的成長性。固定資產(chǎn)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(chǎn)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(gè)體之間差異較大。

表2 研究變量的描述性統(tǒng)計(jì)

（二）多元回歸分析

由于本文的研究樣本中企業(yè)的上市年度不同、某些年份的某些變量值有缺失、個(gè)別企業(yè)在某些年份退市等原因，導(dǎo)致每年度的樣本量不同，故本文的數(shù)據(jù)為非平衡面板數(shù)據(jù)。在進(jìn)行回歸之前，為保證模型估計(jì)的一致性和有效性，本文對數(shù)據(jù)做了如下處理：對所有連續(xù)變量在1%水平上進(jìn)行了縮尾處理；對構(gòu)建交互項(xiàng)的變量進(jìn)行了中心化處理。在模型估計(jì)中，非平衡面板數(shù)據(jù)可能存在異方差、序列相關(guān)和橫截面相關(guān)等問題，使用通常的面板數(shù)據(jù)估計(jì)方法會(huì)低估標(biāo)準(zhǔn)誤差，導(dǎo)致模型估計(jì)結(jié)果有偏，而Driscoll和Kraay（1998）［48］提出的非參數(shù)協(xié)方差矩陣估計(jì)量產(chǎn)生了異方差和自相關(guān)一致的標(biāo)準(zhǔn)誤差，很好地解決了“由協(xié)方差矩陣估計(jì)方法得到的標(biāo)準(zhǔn)誤差是有偏的”這一問題，故采用Driscoll-Kraay（簡稱D-K）標(biāo)準(zhǔn)誤差進(jìn)行估計(jì)得到的標(biāo)準(zhǔn)誤差具有無偏性、一致性和有效性。因此，本文在后續(xù)的模型估計(jì)中，采用Driscoll和Kraay（1998）提出的D-K標(biāo)準(zhǔn)誤差方法進(jìn)行估計(jì)。

1.管理層能力與企業(yè)創(chuàng)新績效

在管理層能力與企業(yè)創(chuàng)新績效的回歸模型中，為了降低單一管理層能力計(jì)算方法上的噪聲，本文同時(shí)依據(jù)管理層能力的中位數(shù)與均值，將管理層能力設(shè)為虛擬變量Madum1和Madum2。表3是管理層能力與企業(yè)創(chuàng)新績效的回歸結(jié)果。

表3 管理層能力與企業(yè)創(chuàng)新績效回歸結(jié)果

由表3可知，管理層能力的三個(gè)指標(biāo)（Ma/Madum1/Madum2）均與企業(yè)創(chuàng)新績效（Patent）在1%水平上顯著正相關(guān)，假設(shè)1得到驗(yàn)證，即管理層能力對企業(yè)創(chuàng)新績效具有促進(jìn)作用。

從控制變量來看，公司成立年限、企業(yè)規(guī)模、資產(chǎn)收益率、托賓Q值、研發(fā)投入強(qiáng)度、高管持股比例以及高管薪酬與企業(yè)創(chuàng)新績效顯著正相關(guān)，表明更長的成立年限、更大的規(guī)模、更高的盈利能力、更大的托賓Q值、更高的研發(fā)投入強(qiáng)度、更大的高管持股比例以及更高的高管薪酬會(huì)促使企業(yè)創(chuàng)新績效的提升；資產(chǎn)負(fù)債率、固定資產(chǎn)密集度與企業(yè)創(chuàng)新績效顯著負(fù)相關(guān)，表明具有較高的債務(wù)以及固定資產(chǎn)密集度較大的企業(yè)，企業(yè)創(chuàng)新績效越低。

2.管理層能力、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)與企業(yè)創(chuàng)新績效

為驗(yàn)證假設(shè)2，本文將樣本分為國有企業(yè)和民營企業(yè)，并在全樣本中加入管理層能力與產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的交互項(xiàng)，回歸結(jié)果見表4所列。從產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的分組結(jié)果可以看出，國有企業(yè)管理層能力的回歸系數(shù)為0.422，在1%水平上顯著；民營企業(yè)管理層能力的回歸系數(shù)為0.635，在1%水平上顯著。這表明無論是在國有企業(yè)還是民營企業(yè)中，管理層能力均可以有效促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新績效。從全樣本組的交互項(xiàng)Ma×Soe看，系數(shù)為-0.051，但不顯著，這表明在不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)下，管理層能力對企業(yè)創(chuàng)新績效的正向影響并沒有顯著差異，假設(shè)2未得到驗(yàn)證。

3.管理層能力、產(chǎn)品市場競爭與企業(yè)創(chuàng)新績效

為驗(yàn)證假設(shè)3，本文利用產(chǎn)品市場競爭度的中位數(shù)，將產(chǎn)品市場競爭度分為高低兩組，分組檢驗(yàn)不同組別管理層能力差異影響企業(yè)創(chuàng)新績效，并在全樣本中加入管理層能力與產(chǎn)品市場競爭的交互項(xiàng)，回歸結(jié)果見表4所列。從產(chǎn)品市場競爭的分組結(jié)果可以看出，高競爭程度組的管理層能力回歸系數(shù)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(shù)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(jìn)企業(yè)創(chuàng)新績效的提升。從全樣本組的交互項(xiàng)Ma×Lener來看，系數(shù)為-1.473，在1%水平上顯著，這表明與市場競爭程度低的環(huán)境相比，在市場競爭程度高的環(huán)境中，管理層能力對企業(yè)創(chuàng)新績效的促進(jìn)作用更明顯，假設(shè)3得到驗(yàn)證。

表4 產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、產(chǎn)品市場競爭程度對管理層能力與企業(yè)創(chuàng)新績效之間關(guān)系的調(diào)節(jié)作用

4.穩(wěn)健性檢驗(yàn)

（1）更換企業(yè)創(chuàng)新績效的測量方式與檢驗(yàn)結(jié)果。為保證結(jié)果的可靠性，本文利用企業(yè)專利授權(quán)數(shù)量來衡量企業(yè)創(chuàng)新績效，檢驗(yàn)結(jié)果見表5所列。表5的（1）（2）（3）列檢驗(yàn)結(jié)果表明，管理層能力與企業(yè)創(chuàng)新績效是顯著的正相關(guān)關(guān)系；（4）列檢驗(yàn)了產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的調(diào)節(jié)作用，結(jié)果表明管理層能力對企業(yè)創(chuàng)新績效的正向影響在不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)下并不存在顯著差異；（5）列檢驗(yàn)了產(chǎn)品市場競爭程度的調(diào)節(jié)作用，結(jié)果表明在產(chǎn)品市場競爭激烈的環(huán)境中，管理層能力對企業(yè)創(chuàng)新績效的影響更為顯著。以上結(jié)果進(jìn)一步驗(yàn)證了本文的研究結(jié)論。

表5 穩(wěn)健性檢驗(yàn)1：更換企業(yè)創(chuàng)新績效的測量方式

（2）更換管理層能力的測量方式與檢驗(yàn)結(jié)果。為保證結(jié)果的穩(wěn)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(jì)算管理層能力，檢驗(yàn)的結(jié)果見表6所列。表6的（1）（2）（3）列檢驗(yàn)結(jié)果表明，管理層能力與企業(yè)創(chuàng)新績效是顯著的正相關(guān)關(guān)系；（4）列檢驗(yàn)了產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的調(diào)節(jié)作用，結(jié)果表明管理層能力對企業(yè)創(chuàng)新績效的正向影響在不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)下并不存在顯著差異；（5）列檢驗(yàn)了產(chǎn)品市場競爭度的調(diào)節(jié)作用，結(jié)果表明在產(chǎn)品市場競爭激烈的環(huán)境中，管理層能力對企業(yè)創(chuàng)新績效的影響更為顯著。上述結(jié)果也進(jìn)一步驗(yàn)證了本文的研究結(jié)論。

表6 穩(wěn)健性檢驗(yàn)2：更換管理層能力的測量方法

五、研究結(jié)論與啟示

（一）研究結(jié)論

管理層能力是企業(yè)寶貴的人力資本，本文基于高階理論，實(shí)證檢驗(yàn)了管理層能力對企業(yè)創(chuàng)新績效的影響。目前，關(guān)于管理層能力與企業(yè)創(chuàng)新績效之間關(guān)系的研究比較缺乏，本文則進(jìn)一步為企業(yè)創(chuàng)新績效影響因素以及管理層能力經(jīng)濟(jì)后果提供了證據(jù)，并且將企業(yè)內(nèi)部制度環(huán)境和外部市場環(huán)境即產(chǎn)權(quán)性質(zhì)和產(chǎn)品市場競爭這兩個(gè)情境因素納入研究框架，發(fā)現(xiàn)管理層能力對企業(yè)創(chuàng)新績效的影響在不同產(chǎn)品市場競爭環(huán)境下存在差異，進(jìn)一步拓展了高階理論。

本文的研究結(jié)果表明，管理層能力可以顯著促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新績效的提升；在產(chǎn)品市場競爭激烈的環(huán)境中，管理層能力對企業(yè)創(chuàng)新績效的正向影響更為顯著；管理層能力對企業(yè)創(chuàng)新績效的正向影響在不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)下并不存在顯著差異。這一結(jié)論與姚立杰和周穎（2018）［13］的觀點(diǎn)一致。本文認(rèn)為假設(shè)2未得到驗(yàn)證的可能原因是：企業(yè)創(chuàng)新需要投入大量資源，而民營企業(yè)不具備國有企業(yè)先天的資源優(yōu)勢，因此管理層能力的充分發(fā)揮會(huì)受到限制。

（二）研究啟示

本文的研究結(jié)論說明，管理層能力是企業(yè)創(chuàng)新成功的關(guān)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(yīng)不斷完善考核管理層能力的機(jī)制，建立健全的經(jīng)理人市場，以充分提升管理層能力；要加快中國市場經(jīng)濟(jì)的進(jìn)程，培育和完善市場經(jīng)濟(jì)機(jī)制，進(jìn)一步提高產(chǎn)品市場競爭度這一外部治理制度，制約和監(jiān)督管理層行為。對于企業(yè)而言，應(yīng)高度重視能干的管理層在創(chuàng)新活動(dòng)中的關(guān)鍵作用，可以通過嚴(yán)格篩選、流動(dòng)、績效評價(jià)或培訓(xùn)學(xué)習(xí)等方式提升管理層能力；應(yīng)正視產(chǎn)品市場競爭帶來的外部壓力，強(qiáng)化產(chǎn)品市場競爭對企業(yè)創(chuàng)新績效的促進(jìn)作用。