高管學(xué)術(shù)背景、市場化進程與企業(yè)創(chuàng)新投入

何 旭，馬如飛

(1. 澳門科技大學(xué) 商學(xué)院， 澳門 999078；2. 廣東金融學(xué)院 金融與投資學(xué)院， 廣州 510521)

一、引言

2017年3月，人力資源和社會保障部正式公布《關(guān)于支持和鼓勵事業(yè)單位專業(yè)技術(shù)人員創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)的指導(dǎo)意見》，支持和鼓勵各類事業(yè)單位遴派相關(guān)專業(yè)技術(shù)人員到企業(yè)部門掛職或是參與企業(yè)的項目合作，兼職從事企業(yè)創(chuàng)新或是在職創(chuàng)辦企業(yè)，甚至離崗創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)。此政策符合黨的十八大以來的創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展戰(zhàn)略需求，即通過提高企業(yè)的技術(shù)進步來推動我國經(jīng)濟良性發(fā)展。這些在創(chuàng)業(yè)之初就已經(jīng)擔(dān)任企業(yè)高管或他日成為高管的專業(yè)技術(shù)人員，主要來自高?；蚩蒲袡C構(gòu)類型的事業(yè)單位。那么，高管來自高校或科研機構(gòu)的職業(yè)背景，是否會讓企業(yè)高管更加注重企業(yè)的創(chuàng)新投入呢？這一問題引起了學(xué)術(shù)界的關(guān)注。 Hambrick 和 Mason[1]的“高階梯隊理論”(Upper Echelons Theory)認(rèn)為，企業(yè)的創(chuàng)新活動等經(jīng)營管理行為往往深受整個企業(yè)高管團隊特質(zhì)的影響。高管曾經(jīng)有過任職高?；蚩蒲袡C構(gòu)的經(jīng)歷，即為高管學(xué)術(shù)背景，意味著擁有與其他職業(yè)背景不同的學(xué)術(shù)資源和人脈網(wǎng)絡(luò)。同時，此類高管由于自身地位感知較高，具備較強的抗擊各類挫折的心理素質(zhì)，遭受創(chuàng)新投入失敗也不容易氣餒。

此外，高管決策會受到外部制度的制約或促成，而中國的市場化進程作為一項外部制度的衡量標(biāo)準(zhǔn)，在企業(yè)創(chuàng)新體系中飾演著重要角色，因此，企業(yè)創(chuàng)新投入水平會因為高管團隊特質(zhì)和外部制度的相互配合而有所不同。雖然已有許多關(guān)于高管學(xué)術(shù)背景對企業(yè)創(chuàng)新作用的研究，但是鮮有研究分析在不同市場化進程的地區(qū)，高管學(xué)術(shù)背景對企業(yè)創(chuàng)新投入影響的差別。

本文以2009—2018年中國中小板上市公司為樣本，實證分析高管學(xué)術(shù)背景對企業(yè)創(chuàng)新投入的影響，并探討高管學(xué)術(shù)背景對企業(yè)的創(chuàng)新投入是否會因為地區(qū)市場化進程差異而受到影響。本文的貢獻主要體現(xiàn)在以下幾個方面：第一，拓展了高階梯隊理論關(guān)于高管特征的研究范圍，豐富了高管職業(yè)背景對企業(yè)創(chuàng)新行為的相關(guān)研究。已有高管特質(zhì)與企業(yè)創(chuàng)新投入關(guān)系的研究，大多從高管年齡、性別、工作經(jīng)驗、生活經(jīng)歷等人口統(tǒng)計學(xué)因素進行解析，較少關(guān)注高管學(xué)術(shù)背景與企業(yè)創(chuàng)新投入的關(guān)系，因而本文的研究彌補了這一缺口。第二，豐富了市場化進程對企業(yè)治理影響的相關(guān)研究。本文引入市場化進程作為外部經(jīng)濟制度的影響因素，研究了這一影響因素造成的高管學(xué)術(shù)背景對創(chuàng)新投入推動的區(qū)別。市場化進程的推進是我國重要的制度背景，既會對高管特質(zhì)的發(fā)揮產(chǎn)生影響，又會對企業(yè)戰(zhàn)略行為產(chǎn)生影響，本研究為各級政府繼續(xù)推進市場化進程，加快產(chǎn)學(xué)研結(jié)合步伐，執(zhí)行創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展戰(zhàn)略提供了微觀經(jīng)驗方面的支持。第三，本研究印證了學(xué)術(shù)型社會資本作為一種非制度性資源在企業(yè)創(chuàng)新中發(fā)揮著重要作用，體現(xiàn)了高階梯隊理論與社會資本理論的交叉融合。為政府繼續(xù)推廣鼓勵高校人員離崗創(chuàng)業(yè)、兼職的政策提供了參考。

二、文獻綜述與研究假設(shè)

(一)文獻回顧

自高階梯隊理論(Upper Echelons Theory)產(chǎn)生以來[1]，早有研究從高管的人格特質(zhì)和經(jīng)歷背景出發(fā)，研究其對企業(yè)日常經(jīng)營決策和戰(zhàn)略方針的影響，分析角度有高管的政治關(guān)聯(lián)、冒險傾向、教育程度、職業(yè)背景、海外經(jīng)歷和任期[2]等。這些研究成果對于公司聘用和選拔高管具有重要參考價值。

高管學(xué)術(shù)背景屬于高管特征范疇，現(xiàn)有研究還較少，分析角度有專利產(chǎn)出[3]、企業(yè)績效[4]、固有風(fēng)險和審計費用[5]等。

首先，高管學(xué)術(shù)背景是一種在高?；蚩蒲袡C構(gòu)的工作經(jīng)歷，雖然這種工作經(jīng)歷需要較高的教育水平，但是不能等同于教育水平。Dearborn和Simon[6]認(rèn)為，高管往往會將工作經(jīng)歷內(nèi)化為認(rèn)知能力，從而影響企業(yè)決策的制定和執(zhí)行。周楷唐等[7]研究發(fā)現(xiàn)，具有學(xué)術(shù)經(jīng)歷的高管會采用降低企業(yè)信息風(fēng)險和債務(wù)代理風(fēng)險方法減輕債務(wù)融資成本。因此高管的認(rèn)知能力同樣也會對企業(yè)創(chuàng)新投入決策產(chǎn)生影響。

其次，高管學(xué)術(shù)背景的范疇，不只涵蓋理工科類學(xué)者，還涵蓋其他學(xué)科的學(xué)者，以及高?；蚩蒲袡C構(gòu)行政崗位人員。已有文獻證實理工科類學(xué)者(作為工程師[8]和發(fā)明家[9])成為高管之后，的確會積極推動企業(yè)創(chuàng)新投入。而其他學(xué)科的學(xué)者，比如社科類的學(xué)者，在研究社科類課題過程中，內(nèi)化對課題的認(rèn)知為企業(yè)的管理思路，并在勝任高管之后貫徹這一思路，或是和其他學(xué)科的學(xué)者交流合作，拓展研究領(lǐng)域，凝聚創(chuàng)新資源。朱麗等[10]研究認(rèn)為，高管的學(xué)術(shù)資本能夠為企業(yè)帶來學(xué)術(shù)性的社會關(guān)系，通過對社會資源進行整合，建立“無形的學(xué)院”推動企業(yè)創(chuàng)新。至于高?；蚩蒲袡C構(gòu)的行政人員，成為高管之后可能會將在學(xué)術(shù)機構(gòu)獲得的管理經(jīng)驗和技巧，運用到就職的企業(yè)中。Custodio 等[11]發(fā)現(xiàn)，高管獲得的管理技能會刺激創(chuàng)新專利的產(chǎn)出，即便目前的創(chuàng)新項目失敗，他們也還能夠?qū)⑾鄳?yīng)的管理技能應(yīng)用到其他創(chuàng)新領(lǐng)域，增加創(chuàng)新成功的機率。因此，無論高管具有何種學(xué)術(shù)背景，都可能促進企業(yè)創(chuàng)新投入。

最后，當(dāng)前的研究大多從高階梯隊理論著手，缺乏外生情景角度的考量。引入我國政府持續(xù)推進的市場化進程改革戰(zhàn)略作為外生考量因素，考察高管特征與企業(yè)創(chuàng)新投入的關(guān)系，這樣既有助于企業(yè)因地制宜選拔管理層，又為地方政府執(zhí)行創(chuàng)新激勵政策提供了參考。

(二)研究假設(shè)

1.高管學(xué)術(shù)背景與企業(yè)創(chuàng)新投入

(1)高管的學(xué)術(shù)資本與企業(yè)創(chuàng)新投入

國家創(chuàng)新體系的建設(shè)離不開企業(yè)自主創(chuàng)新，提高企業(yè)總體創(chuàng)新水平不但可以提升產(chǎn)業(yè)的國際競爭力，而且還能夠推動我國經(jīng)濟持續(xù)健康發(fā)展。所以，提高企業(yè)自主創(chuàng)新能力需要依靠社會各方和企業(yè)自身的共同努力，融合使用正式制度和非制度性資源。學(xué)術(shù)型社會資本作為一種非制度性資源，在激勵企業(yè)創(chuàng)新中對正式制度具有補充作用[12～13]。高管學(xué)術(shù)資本通過企業(yè)網(wǎng)絡(luò)的“聲望”和“權(quán)力”中介作用，提高企業(yè)創(chuàng)新能力[10]。發(fā)明家高管本身自帶學(xué)術(shù)資本，又能夠吸引更多的社會資本促進企業(yè)創(chuàng)新[9]。而其他各類學(xué)科的學(xué)者，以及高校和科研機構(gòu)的行政人員，他們也擁有不同水平的“橋梁式”學(xué)術(shù)社會資本[14]。“橋梁式”社會資本泛指高管成員與其組織架構(gòu)的連接，能夠給企業(yè)帶來有效利用的資源之和[14]。這種“橋梁式”社會資本不但能夠提高企業(yè)對創(chuàng)新產(chǎn)出的信心，而且還可以為創(chuàng)新投入提供牢固的決策依據(jù)和更為專業(yè)的指導(dǎo)。沈藝峰等[15]發(fā)現(xiàn)，具有學(xué)術(shù)背景的獨立董事通過提供專業(yè)的咨詢意見和發(fā)揮專業(yè)性的信號傳遞作用，提高企業(yè)創(chuàng)新投入。這些獨立董事曾在大專院校、科研院所等科研單位就職，屬于擁有“橋梁式”學(xué)術(shù)型社會資本人員。由于自身學(xué)術(shù)資本充裕或者能夠編織“橋梁式”學(xué)術(shù)社會資本的原因，高管學(xué)術(shù)背景會提高企業(yè)創(chuàng)新投入。

(2)高管的地位感知與企業(yè)創(chuàng)新

地位感知是一種主觀的地位感受而非客觀的地位存在。這種主觀體驗會比較自己與群體或組織中的其他個體，判斷自身的定位，并據(jù)此采取特定的判斷和行為[16]。馬駿等[17]研究發(fā)現(xiàn)，企業(yè)家地位感知對企業(yè)創(chuàng)新有正向影響，這種地位感知不但表示企業(yè)家的一種心理安全程度，而且體現(xiàn)了企業(yè)家對國家產(chǎn)權(quán)制度的信心和預(yù)期。而高?；蜓芯繖C構(gòu)的從業(yè)者受人尊重，具有學(xué)術(shù)背景的高管也對自身的地位感知較高。Kraus 等[18]的研究也證實了具有較高教育背景、收入和政治身份的個體，其地位感知較高。Anderson和Galinsky[19]的研究發(fā)現(xiàn)，地位感知較高的人更能夠容忍創(chuàng)新投入挫折，并對創(chuàng)新投入呈現(xiàn)樂觀積極的態(tài)度。由此認(rèn)為，因為自身地位感知較高，高管學(xué)術(shù)背景會提高企業(yè)創(chuàng)新投入。

綜上所述，提出假設(shè)H1：

H1：高管學(xué)術(shù)背景能夠顯著提高企業(yè)創(chuàng)新投入。

2.高管學(xué)術(shù)背景、市場化進程與企業(yè)創(chuàng)新投入

(1)市場化進程的資源配置作用

市場化進程越高的地區(qū)，競爭體系越完善，交易成本越低，資源配置更優(yōu)，企業(yè)高管更愿意通過創(chuàng)新推動績效的增長，而不是通過權(quán)力尋租或賄賂地方官員謀求自身利益。企業(yè)的投資會更有效地從低收益率領(lǐng)域轉(zhuǎn)移到高收益率領(lǐng)域，愿意更多地承擔(dān)風(fēng)險，更少地放棄高風(fēng)險但預(yù)期凈現(xiàn)值為正的投資機會[20]。方軍雄[21]對Wurgler[20]模型進行更正，發(fā)現(xiàn)資本更快地實現(xiàn)由低效率項目向高效率項目轉(zhuǎn)移，說明隨著市場化程度的提高，中國的資本配置效率有所改善。李文貴和余明桂[22]研究指出，市場化進程越高的地區(qū)，市場競爭越激烈，競爭信號促使高管更多地關(guān)注企業(yè)的持續(xù)發(fā)展，放棄“短平快”項目，提升自身風(fēng)險承受能力和增加創(chuàng)新投入?？傊?，現(xiàn)有研究對市場化進程帶來資源配置優(yōu)化，使企業(yè)管理層聚焦創(chuàng)新活動等長遠(yuǎn)發(fā)展策略持肯定態(tài)度。

(2)市場化進程下高管學(xué)術(shù)背景與企業(yè)創(chuàng)新投入

企業(yè)創(chuàng)新是一項風(fēng)險和收益“雙高”的活動，一旦成功就能夠為企業(yè)帶來壟斷超額收益，而一旦失敗，企業(yè)又會面臨較高的資金沉沒成本。創(chuàng)新投入是創(chuàng)新產(chǎn)出的先決訴求，不但具有較高的不確定性，而且還具有公共物品的特征，所以需要良好的外部市場機制為其提供有力保障，這樣才能使企業(yè)個體的創(chuàng)新投入和產(chǎn)出之間呈現(xiàn)良性互動。郝穎和劉星[23]的研究表明，市場化程度不但正向影響企業(yè)的研發(fā)投入，并且市場化程度達(dá)到一定水平之后，研發(fā)投入的價值效應(yīng)才會因為市場氛圍的實際性改良而逐漸展現(xiàn)。戴魁早和劉友金[24]也認(rèn)為，市場化進程主要通過減少政府的行政干預(yù)、民營經(jīng)濟的成長和制度環(huán)境的進步等提高產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新效率，推動我國高技術(shù)產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新效率的優(yōu)化。

地區(qū)市場化程度的提升并不能夠一蹴而就，市場化進程的顯著地域差異雖然在縮小，但是還會持續(xù)存在。為了使引導(dǎo)創(chuàng)新能力的政策在市場化程度較落后地區(qū)也有提升效果，政府和企業(yè)必須考慮高管學(xué)術(shù)背景這種非制度性資源對創(chuàng)新投入的提升和補充作用。

在市場化進程較低、正式制度不完善的地區(qū)，較弱的產(chǎn)權(quán)保護和不利的制度環(huán)境降低了企業(yè)進行創(chuàng)新投入的意愿，企業(yè)高管更需要通過非正式的關(guān)系和策略獲取各種資源[17]。企業(yè)創(chuàng)新投入受到外部制度環(huán)境的影響，因而高管學(xué)術(shù)背景更有可能作為一種非制度性資源，刺激地方政府所希望的企業(yè)創(chuàng)新，以貫徹中央提出的創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展戰(zhàn)略。本文引入對市場化進程制約作用的考察，能夠?qū)⒀芯恳暯峭卣沟轿⒂^企業(yè)所要嵌入的外部制度環(huán)境。發(fā)明家高管對創(chuàng)新投入的推動程度在市場化進程較低的地區(qū)更加明顯；發(fā)明家高管特征在對創(chuàng)新投入的激勵方面，彌補了制度環(huán)境的不足[9]。區(qū)域市場化程度較低的政企合作關(guān)系，對創(chuàng)新投入的促進作用更顯著，原因是在市場化程度較低的區(qū)域，當(dāng)?shù)卣渲煤驼{(diào)控主要的創(chuàng)新資源，與政府關(guān)系良好的企業(yè)可以獲得更多的潛在資源[25]。

而在市場化進程較高、正式制度較完善的地區(qū)，企業(yè)更有可能是因為創(chuàng)新產(chǎn)出帶來超額收益，而不是因為尋租關(guān)系得到壟斷性利潤，因此在激烈的市場競爭中突圍而出，進而形成企業(yè)創(chuàng)新投入的示范效應(yīng)。市場機制的完善，意味著公司捕捉創(chuàng)新資源也更加公平和更有效率，減輕了企業(yè)在創(chuàng)新投資方面的信息不對稱風(fēng)險，其知識產(chǎn)權(quán)得到有效保護。這樣的外部制度環(huán)境使得企業(yè)創(chuàng)新投入的長期效益更高，帶動了更多企業(yè)去追尋這種長期收益。所以此時，高管憑借自身特質(zhì)和社會資本去獲取創(chuàng)新資源的可能性被削弱，推動創(chuàng)新投入的原因更有可能是完善的產(chǎn)權(quán)保護制度和市場化競爭[17]。朱永明和賈明娥[26]研究認(rèn)為，在市場化進程較高的地區(qū)，高管的晉升激勵對研發(fā)投資的推動較弱。

綜上所述，提出假設(shè)H2a和假設(shè)H2b：

H2a：在其他條件不變的情況下，市場化進程越低的地區(qū)，高管學(xué)術(shù)背景對創(chuàng)新投入的推動越明顯。

H2b：在其他條件不變的情況下，市場化進程越高的地區(qū)，高管學(xué)術(shù)背景對創(chuàng)新投入的推動越明顯。

三、研究設(shè)計

(一)樣本選擇和數(shù)據(jù)來源

以我國2009年1月1日至2018年12月31日中小板上市公司為研究樣本，選擇國泰安CSMAR數(shù)據(jù)庫為樣本來源，剔除金融類、ST類企業(yè)數(shù)據(jù)以及缺失數(shù)據(jù)和異常值，最終得到4830個年度樣本觀測數(shù)據(jù)，并且對連續(xù)變量進行了上下 1% 的Winsor處理。選擇中小板企業(yè)作為研究樣本主要基于以下考慮：第一，812家中小板企業(yè)全是民營企業(yè)，并且相比于A股市場的企業(yè)，中小板企業(yè)規(guī)模更接近。將其作為研究對象既能夠排除國有企業(yè)高管任命受國家行政干預(yù)的影響，又能夠減少樣本選擇的內(nèi)生性問題。第二，相比于主板企業(yè)，中小板企業(yè)市場化程度更高，經(jīng)營風(fēng)險更大，更能夠反映中國企業(yè)現(xiàn)狀。相比于創(chuàng)業(yè)板以科技公司為主，中小板企業(yè)涵蓋行業(yè)更廣，更能夠代表廣大中小企業(yè)，將其作為研究對象可以揭示一般中小民營企業(yè)的共同規(guī)律。

(二)研究模型與變量設(shè)計

為了驗證本文的假設(shè)，參考虞義華等[9]的研究設(shè)計，采用OLS回歸模型進行檢驗，計量模型構(gòu)建如下：

RatioRDi,t=α+β1Aca_TMTi,t+β2NERIi,t+β3Leveragei,t+β4FirmSizei,t+β5FirmAgei,t+β6AssetTurnoveri,t+β7CashRatioi,t+β8BoardIndependencei,t+β9BoardSizei,t+∑Yeardummy+∑Industrydummy+εi,t

(1)

RatioRDi,t=α+β1Aca_TMTi,t+β2NERIi,t+β3Aca_TMTi,t×NERIi,t+β4Leveragei,t+β5FirmSizei,t+β6FirmAgei,t+β7AssetTurnoveri,t+β8CashRatioi,t+β9BoardIndependencei,t+β10BoardSizei,t+∑Yeardummy+∑Industrydummy+εi,t

(2)

其中，α為截距項，βi為各變量對應(yīng)的估計系數(shù)，ε為隨機擾動項。

1.被解釋變量

由于中國知識產(chǎn)權(quán)局只能提供企業(yè)的國內(nèi)專利申報數(shù)據(jù)，并且政府也并未強制要求上市企業(yè)公開研發(fā)技術(shù)人員的信息，所以采用最常見的創(chuàng)新投入指標(biāo)，即企業(yè)研發(fā)支出占主營業(yè)務(wù)收入的比例測量創(chuàng)新投入[17]。采用RatioRDi,t表示創(chuàng)新投入，代表企業(yè)i在第t年的研發(fā)支出/主營業(yè)務(wù)收入。其中，研發(fā)支出數(shù)據(jù)為公司年報中“支付的其他與經(jīng)營活動有關(guān)的現(xiàn)金”項目下披露的研發(fā)費用，主營業(yè)務(wù)收入數(shù)據(jù)來自CSMAR中的年度財務(wù)指標(biāo)數(shù)據(jù)。選擇主營業(yè)務(wù)收入而不是總資產(chǎn)做分母，更能夠體現(xiàn)創(chuàng)新投入的真實強度。因為主營業(yè)務(wù)收入反映的是消費市場對企業(yè)產(chǎn)品的認(rèn)可水平，企業(yè)會根據(jù)市場的反響決定創(chuàng)新投入。并且主營業(yè)務(wù)收入越多，企業(yè)可以掌握的現(xiàn)金就越多，從而創(chuàng)新投入的資金越有保障。

2.解釋變量

采用Aca_TMTi,t表示高管學(xué)術(shù)背景，包含高管學(xué)術(shù)背景虛擬變量AcademicTMTi,t和高管學(xué)術(shù)背景連續(xù)變量RatioAcademicTMTi,t。AcademicTMTi,t表示企業(yè)i在第t年的高管團隊中至少有一名高管曾在高?；蚩蒲袡C構(gòu)任職，取值為1，否則為0。RatioAcademicTMTi,t表示企業(yè)i在第t年的高管團隊中曾在高校或科研機構(gòu)任職人數(shù)的百分比。其中，學(xué)術(shù)背景的選取標(biāo)準(zhǔn)為曾在高校或科研機構(gòu)的任職經(jīng)歷，公司高管的選取標(biāo)準(zhǔn)為《公司法》中的董監(jiān)高人員。

采用NERIi,t表示市場化進程，表示企業(yè)i的注冊地所在省份在第t年的市場化指數(shù)。數(shù)據(jù)來源于王小魯?shù)萚27]編制的《中國分省份市場化指數(shù)報告(2018)》中全國各省份每年市場化指數(shù)的綜合得分。

3.控制變量

選取財務(wù)杠桿(Leverage)、公司規(guī)模(FirmSize)、公司年齡(FirmAge)、資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率(AssetTurnover)、現(xiàn)金持有量(CashRatio)、獨立董事比例(RatioBoardIndependence)和董事會規(guī)模(BoardSize)作為控制變量，并且在實證分析中加入年度和行業(yè)虛擬變量(Yeardummy和Industrydummy)，以控制固定效應(yīng)。各變量的具體定義和度量見表1。

表1 變量的定義與度量

四、實證分析

(一)描述性統(tǒng)計

表2中第一組數(shù)據(jù)報告了全樣本描述性統(tǒng)計結(jié)果。在4830個觀測值中，至少有一位高管具有學(xué)術(shù)背景的樣本為4570個，無一高管具有學(xué)術(shù)背景的樣本為260個，AcademicTMT的平均值為0.946，中位數(shù)為1。多數(shù)企業(yè)聘用具有學(xué)術(shù)背景的高管，原因可能是中小板企業(yè)通過聘用此類型的高管，有助于申請政府的創(chuàng)新補貼，提高市場價值。高管學(xué)術(shù)背景連續(xù)變量RatioAcademicTMT的平均值為0.164，中位數(shù)為0.143，說明雖然很多中小板企業(yè)聘用具有學(xué)術(shù)背景的高管，但是這類高管占高管團隊的百分比較少。創(chuàng)新投入RatioRD的平均值為0.045，中位數(shù)為0.036，最大值為0.231，說明不同企業(yè)的創(chuàng)新投入有較大差距，許多中小板企業(yè)的創(chuàng)新投入還有提高的可能性。NERI的平均值為8.390，最小值為2.98，最大值為10.930。除了時間跨度原因，也體現(xiàn)了地區(qū)間市場化進程差異較大，中部和西部更需要提高市場化進程的程度[27]。

表2中第二組數(shù)據(jù)報告了因變量的單變量檢驗結(jié)果。在按照AcademicTMT是否為1(即高管團隊中是否至少有一名高管曾在高?；蚩蒲袡C構(gòu)任職)進行分組之后，創(chuàng)新投入(RatioRD)的均值在AcademicTMT=0樣本組，表現(xiàn)為1% 顯著水平低于其在AcademicTMT=1的樣本組。該結(jié)果初步驗證了假設(shè)H1，即高管學(xué)術(shù)背景能夠顯著提高企業(yè)創(chuàng)新投入。

表2 描述性統(tǒng)計

(二)相關(guān)性分析

表3為變量的Pearson相關(guān)性分析。高管學(xué)術(shù)背景虛擬變量AcademicTMT和高管學(xué)術(shù)背景比例RatioAcademicTMT在1%水平上與創(chuàng)新投入RatioRD顯著正相關(guān)，與假設(shè)H1預(yù)期一致，表明高管學(xué)術(shù)背景對創(chuàng)新投入產(chǎn)生了正向影響。市場化進程NERI與創(chuàng)新投入RatioRD在10%水平上顯著正相關(guān)，表明在市場化進程越高的地區(qū)，企業(yè)創(chuàng)新投入越多，越依靠創(chuàng)新突破贏得市場地位[23]。各控制變量之間的相關(guān)系數(shù)最高只有-0.572，說明變量之間不存在嚴(yán)重的多重共線性問題。此外，對所有變量的方差膨脹因子(VIF)進行估計，其數(shù)值都在0-2之間，避免了多重共線性問題的出現(xiàn)。上述結(jié)論能否獲得支持還有待于下文對假設(shè)的回歸分析和檢驗。

表3 Pearson相關(guān)系數(shù)矩陣

(三)回歸結(jié)果分析

1.高管學(xué)術(shù)背景與企業(yè)創(chuàng)新投入

表4第(1)列和第(3)列報告了高管學(xué)術(shù)背景與企業(yè)創(chuàng)新投入的回歸結(jié)果。第(1)列中自變量AcademicTMTi,t的估計系數(shù)為0.010，在 1% 水平上顯著，表明高管團隊中至少有一位高管具有學(xué)術(shù)背景，就能夠平均提高創(chuàng)新投入1%。但是由于創(chuàng)新投入RatioRDi,t在AcademicTMT=0樣本組內(nèi)的平均值為 0.036，所以高管學(xué)術(shù)背景能夠提高企業(yè)創(chuàng)新投入大約為27.78%(由0.01/0.036得出)，具有顯著的經(jīng)濟意義。第(3)列中自變量RatioAcademicTMTi,t的估計系數(shù)為0.066，在1%水平上顯著，說明創(chuàng)新投入與高管團隊中有學(xué)術(shù)背景高管的比例顯著正相關(guān)。在控制了其他條件的情況下，高管團隊中有學(xué)術(shù)背景高管的百分比越高，在企業(yè)中的話語權(quán)越多，對企業(yè)創(chuàng)新投入的促進作用越顯著。假設(shè)H1得到驗證。

2.高管學(xué)術(shù)背景、市場化進程與企業(yè)創(chuàng)新投入

表4第(2)列和第(4)列給出了在地區(qū)市場化進程制約下，高管學(xué)術(shù)背景對企業(yè)創(chuàng)新投入影響的檢驗結(jié)果。加入了高管學(xué)術(shù)背景與市場化進程的交乘項(AcademicTMTi,t×NERIi,t和RatioAcademicTMTi,t×NERIi,t)之后，第(2)列的AcademicTMTi,t和第(4)列的RatioAcademicTMTi,t在1%水平上顯著為正，NERIi,t也在1%水平上顯著為正，表明高管學(xué)術(shù)背景仍然能夠顯著地提高企業(yè)創(chuàng)新投入，同時企業(yè)創(chuàng)新投入隨著市場化進程的提高而增長。但交乘項AcademicTMTi,t×NERIi,t在1%水平上顯著為負(fù)，RatioAcademicTMTi,t×NERIi,t在10%水平上顯著為負(fù)，均表明在其他條件不變的情況下，市場化進程越低的地區(qū)，高管學(xué)術(shù)背景對企業(yè)創(chuàng)新投入的推動越明顯，假設(shè)H2a得到驗證。此結(jié)果證明了在市場化程度越低的地區(qū)，高管更能夠發(fā)揮學(xué)術(shù)背景的自身優(yōu)勢，憑借學(xué)術(shù)社會資本為企業(yè)獲取創(chuàng)新資源，以此提高創(chuàng)新投入。即使較弱的產(chǎn)權(quán)保護和不利的制度環(huán)境可能會削弱企業(yè)進行創(chuàng)新投入的意愿[17]，但是高管學(xué)術(shù)背景可以弱化這種不利影響，作為一種非制度性資源推動企業(yè)創(chuàng)新投入。

另外，財務(wù)杠桿(Leverage)的估計系數(shù)均為負(fù)，說明企業(yè)負(fù)債水平與創(chuàng)新投入負(fù)相關(guān)；公司規(guī)模(FirmSize)的估計系數(shù)均為負(fù)，說明公司規(guī)模越小，其創(chuàng)新投入越高；公司年齡(FirmAge)的估計系數(shù)均顯著為負(fù)，說明公司越年輕，其創(chuàng)新投入越高；資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率(AssetTurnover)的估計系數(shù)均顯著為負(fù)，說明公司資產(chǎn)周轉(zhuǎn)速度與創(chuàng)新投入負(fù)相關(guān)；現(xiàn)金持有量(CashRatio)的估計系數(shù)均顯著為正，說明現(xiàn)金持有量與創(chuàng)新投入正相關(guān)；獨立董事比例(RatioBoardIndependence)的估計系數(shù)在第(1)列和第(2)列顯著為正，但是在第(3)列和第(4)列不顯著，說明獨立董事的比例與創(chuàng)新投入不一定相關(guān)；董事會規(guī)模(BoardSize)的估計系數(shù)在第(3)列和第(4)列顯著為正，但是在第(1)列和第(2)列不顯著，說明董事會規(guī)模與創(chuàng)新投入不一定相關(guān)。以上結(jié)果基本符合本研究的預(yù)期。

表4 高管學(xué)術(shù)背景、市場化進程與創(chuàng)新投入的回歸分析結(jié)果

(四)穩(wěn)健性檢驗

1.傾向得分匹配法

在中小板上市公司中，具有學(xué)術(shù)背景的高管可能受到內(nèi)外部機制的影響因而就職于所任職公司，并不服從隨機分布，表現(xiàn)為樣本的自選擇偏差，因此本文采用傾向得分匹配法(PSM)減弱該問題對結(jié)論的干擾。采用高管學(xué)術(shù)背景虛擬變量對所有控制變量進行回歸，設(shè)定模型如下:

AcademicTMTi,t=γ0+γ1NERIi,t+γ2Leveragei,t+γ3FirmSizei,t+γ4FirmAgei,t+γ5AssetTurnoveri,t+γ6CashRatioi,t+γ7BoardIndependencei,t+γ8BoardSizei,t+∑Yeardummy+∑Industrydummy+εi,t

(3)

通過Probit回歸計算出每個公司的傾向得分。為每個高管團隊中至少有一位高管具有學(xué)術(shù)背景的公司(測試組)匹配一個與其概率最接近的無一高管具有學(xué)術(shù)背景的公司(控制組)，共得到500個樣本，然后采用模型(1)重新進行回歸檢驗。表5的第一項為PSM的回歸結(jié)果，在第(1)列和第(3)列中，AcademicTMTi,t和RatioAcademicTMTi,t在1%水平上顯著為正，在第(2)列和第(4)列中加入交乘項之后，AcademicTMTi,t×NERIi,t在10%水平上顯著為負(fù)，RatioAcademicTMTi,t×NERIi,t在1%水平上顯著為負(fù)，說明在控制了反向因果問題之后，假設(shè)H1和假設(shè)H2a、假設(shè)H2b依然成立。

2.Heckman兩階段法

企業(yè)在成立初期，為了得到更好的創(chuàng)新機會和政府創(chuàng)新補貼，主動任命具有學(xué)術(shù)背景的高管；在創(chuàng)新投入中獲利的企業(yè)，也會更傾向于聘用此類高管。因此這些因素容易造成具有學(xué)術(shù)背景的高管主動選擇就職創(chuàng)新投入較多的企業(yè)，產(chǎn)生自選擇問題。通過Heckman兩階段法，可以排除企業(yè)為了增加創(chuàng)新投入而主動選擇具有學(xué)術(shù)背景的高管的內(nèi)生性問題。第一階段通過表5模型(3)進行Probit回歸，計算出逆米爾斯比率(IMR)，并將其作為控制變量分別帶入模型(1)和模型(2)中進行第二階段回歸，以此重新考察回歸結(jié)果。由表5第二項數(shù)據(jù)可以發(fā)現(xiàn)，所有列的IMR系數(shù)都顯著為正，表明確實存在選擇性偏誤問題。在第(1)列和第(3)列中，AcademicTMTi,t和RatioAcademicTMTi,t在1%水平上均顯著為正，在第(2)列和第(4)列中加入交乘項之后，AcademicTMTi,t×NERIi,t在10%水平上顯著為負(fù)，RatioAcademicTMTi,t×NERIi,t在5%水平上顯著為負(fù)，說明此類自選擇的內(nèi)生性問題對結(jié)論影響不大，結(jié)果依然穩(wěn)健。

表5 穩(wěn)健性檢驗回歸結(jié)果

表5(續(xù))

五、拓展研究：關(guān)鍵職位的高管、市場化進程與企業(yè)創(chuàng)新投入

董事長和CEO都處在企業(yè)關(guān)鍵的職位，往往會比一般職位的高管在決策上有更大影響力，他們更可能將自己的學(xué)術(shù)社會資本整合并用于創(chuàng)新投入，也會有更高的地位感知給予他們對創(chuàng)新決策的信心，因此對創(chuàng)新投入的促進作用更明顯。劉運國等[28]認(rèn)為，董事長的任期、工程和財務(wù)經(jīng)歷、持股比例都與公司創(chuàng)新投入呈正向關(guān)系。何強和陳松[29]發(fā)現(xiàn)，具有研發(fā)、設(shè)計和營銷等工作經(jīng)歷的董事長，能夠關(guān)注企業(yè)遠(yuǎn)期發(fā)展，其年齡與研發(fā)支出負(fù)相關(guān)。 Barker 和 Mueller[30]也認(rèn)為，CEO的個人特征塑造了創(chuàng)新投入偏好，隨著時間的推移，可能會根據(jù)自己的偏好塑造創(chuàng)新投入。以上研究均指出，董事長和CEO的個人特征能夠推動企業(yè)創(chuàng)新投入。

鑒于上述分析，構(gòu)建計量模型(4)，考察在市場化進程影響下以董事長和CEO為代表的關(guān)鍵職位的高管，相比于一般職位的高管，其學(xué)術(shù)背景對企業(yè)創(chuàng)新投入的推動是否更強。董事長的學(xué)術(shù)背景虛擬變量(Chairman_Academici,t)表示企業(yè)i第t年的董事長曾在高?；蚩蒲袡C構(gòu)任職，取值為1，否則為0；CEO的學(xué)術(shù)背景虛擬變量(CEO_Academici,t)表示企業(yè)i第t年的CEO曾在高?；蚩蒲袡C構(gòu)任職，取值為1，否則為0。

RatioRDi,t=α+β1Chairman_Academici,t(CEO_Academici,t)+β2Chairman_Academici,t(CEO_Academici,t)×NERIi,t+β3NERIi,t+β4AcademicTMTi,t+β5Leveragei,t+β6FirmSizei,t+β7FirmAgei,t+β8AssetTurnoveri,t+β7CashRatioi,t+β8BoardIndependencei,t+β9BoardSizei,t+∑Yeardummy+∑Industrydummy+εi,t

(4)

表6 關(guān)鍵職位高管、市場化進程與企業(yè)創(chuàng)新投入的回歸分析

表6表示在控制了高管學(xué)術(shù)背景虛擬變量(AcademicTMTi,t)的影響之后，在市場化進程制約下，關(guān)鍵職位的高管(董事長和CEO)相比于一般職位的高管，其學(xué)術(shù)背景與企業(yè)創(chuàng)新投入的關(guān)系。第(1)列董事長的學(xué)術(shù)背景與市場化進程的交乘項(Chairman_Academici,t×NERIi,t)不顯著，Chairman_Academici,t也不顯著，說明相比于一般職位的高管，董事長的學(xué)術(shù)背景對創(chuàng)新投入的推動并不會更容易受到市場化進程的制約。第(2)列CEO的學(xué)術(shù)背景與市場化進程的交乘項(CEO_Academici,t×NERIi,t)在1%水平上負(fù)向顯著，CEO_Academici,t在1%水平上正向顯著，由此得出拓展研究結(jié)論，即在市場化進程越低的地區(qū)，相比于一般職位的高管，CEO的學(xué)術(shù)背景對企業(yè)創(chuàng)新投入的推動力更強。

六、結(jié)論

現(xiàn)有文獻已較多地討論了高管特征對企業(yè)創(chuàng)新的影響，但少有文獻涉及對高管學(xué)術(shù)背景的研究。本文以我國2009—2018年中小板上市公司為樣本，實證分析高管學(xué)術(shù)背景對企業(yè)創(chuàng)新投入的影響，并考察高管學(xué)術(shù)背景對企業(yè)創(chuàng)新投入的影響是否會受到地區(qū)市場化進程的制約。研究發(fā)現(xiàn)，高管學(xué)術(shù)背景不但能夠推動企業(yè)創(chuàng)新投入，而且在市場化程度較低、制度環(huán)境不完善的地區(qū)，高管學(xué)術(shù)背景可以作為一種非制度性資源，增強企業(yè)創(chuàng)新投入。并且相比于一般職位的高管，CEO在決策上更能夠發(fā)揮對學(xué)術(shù)資本的整合利用能力，提高創(chuàng)新投入。

習(xí)近平總書記在黨的十九大報告中指出，創(chuàng)新是引領(lǐng)發(fā)展的第一動力，是建設(shè)現(xiàn)代化經(jīng)濟體系的戰(zhàn)略支撐。據(jù)此，鼓勵高校人員到企業(yè)中兼職、脫產(chǎn)或自主創(chuàng)業(yè)的各類政策陸續(xù)出臺，目的在于推動科研成果的轉(zhuǎn)化，提高企業(yè)創(chuàng)新能力。本文的研究支持了這一觀點和相關(guān)政策，豐富了高管個人特征在公司治理方面的研究，對于深入領(lǐng)會中國的公司治理與企業(yè)創(chuàng)新問題也具有一定意義，并對高管人才的選聘具有重要啟示。本研究還提供了在制度環(huán)境不完善地區(qū)，通過加強高管團隊建設(shè)獲取各種有利社會資源，達(dá)到提高創(chuàng)新績效，提升企業(yè)競爭力的一種可能性思路。

未來的研究還可以結(jié)合高管學(xué)術(shù)背景與其他外部制度特征，進一步分析高管學(xué)術(shù)背景在企業(yè)創(chuàng)新中的作用。