高管團(tuán)隊(duì)異質(zhì)性對(duì)中國(guó)涉農(nóng)上市企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的影響

張恒瑞，黃天柱

(陜西科技大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，陜西 西安 710021)

在“雙創(chuàng)”(“大眾創(chuàng)業(yè)、萬眾創(chuàng)新”)背景下，我國(guó)涉農(nóng)上市企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新活動(dòng)日趨活躍。然而，受新冠肺炎疫情影響，世界經(jīng)濟(jì)衰退，一定程度上也沖擊到我國(guó)涉農(nóng)上市企業(yè)的生存和發(fā)展。面對(duì)紛繁復(fù)雜的國(guó)內(nèi)外形勢(shì)，那些具有技術(shù)創(chuàng)新能力的企業(yè)能夠更快速、準(zhǔn)確地通過技術(shù)創(chuàng)新等途徑來應(yīng)對(duì)危機(jī)。同時(shí)，提升涉農(nóng)上市企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新能力，也是我國(guó)建設(shè)科技強(qiáng)國(guó)的重要內(nèi)容，對(duì)于提高我國(guó)農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)的競(jìng)爭(zhēng)力、實(shí)現(xiàn)高質(zhì)量發(fā)展也具有積極的現(xiàn)實(shí)意義。

《2020中國(guó)涉農(nóng)企業(yè)創(chuàng)新能力評(píng)價(jià)》顯示，我國(guó)涉農(nóng)上市企業(yè)的創(chuàng)新之路還沒走過一半，要真正成為農(nóng)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的主體還任重道遠(yuǎn)。其根源為：農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)周期長(zhǎng)，產(chǎn)品差異小，消費(fèi)彈性小，抗風(fēng)險(xiǎn)能力差，受環(huán)境影響大。人的主觀能動(dòng)性是創(chuàng)新的源泉，技術(shù)創(chuàng)新的內(nèi)核在于人。學(xué)術(shù)界將企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新程度歸因于組織決策者——高管團(tuán)隊(duì)(TMT)。因此，優(yōu)質(zhì)高管團(tuán)隊(duì)的建設(shè)對(duì)提升我國(guó)涉農(nóng)上市企業(yè)的創(chuàng)新能力具有重要作用。自Hambrick等[1]提出“高層梯隊(duì)理論”后，學(xué)術(shù)界關(guān)于高管團(tuán)隊(duì)異質(zhì)性的研究逐漸豐富，但較多集中在對(duì)企業(yè)績(jī)效、戰(zhàn)略導(dǎo)向的影響等方面，關(guān)于技術(shù)創(chuàng)新方面的研究略顯不足。另外，關(guān)于高管團(tuán)隊(duì)異質(zhì)性是會(huì)促進(jìn)還是制約企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新，不同研究中的理論觀點(diǎn)和實(shí)證結(jié)果也存在差異。黨的十八屆三中全會(huì)提出：要讓市場(chǎng)在資源配置中起決定性作用，同時(shí)要更好發(fā)揮政府作用。因此，高管團(tuán)隊(duì)在開展創(chuàng)新活動(dòng)的風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)和投資決策時(shí)，還需要充分考慮政府的影響，尤其是政府補(bǔ)貼的調(diào)節(jié)作用。

綜上所述，為明確高管團(tuán)隊(duì)異質(zhì)性特征、政府補(bǔ)貼與我國(guó)涉農(nóng)上市企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的關(guān)系，本文基于相關(guān)理論和文獻(xiàn)，采用數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)方法，整理涉農(nóng)上市企業(yè)高管團(tuán)隊(duì)特征與技術(shù)創(chuàng)新現(xiàn)狀，并通過實(shí)證分析，引入政府補(bǔ)貼這一調(diào)節(jié)變量，探究政府補(bǔ)貼對(duì)高管團(tuán)隊(duì)特征與企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新關(guān)系的調(diào)節(jié)作用，進(jìn)而尋求充分發(fā)揮高管團(tuán)隊(duì)異質(zhì)性正向效應(yīng)和有效規(guī)避高管團(tuán)隊(duì)異質(zhì)性負(fù)向效應(yīng)的路徑和方法，擬從高管團(tuán)隊(duì)組織結(jié)構(gòu)優(yōu)化等方面為涉農(nóng)上市企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新提供切實(shí)可行的思路。

1 文獻(xiàn)回顧與基本假設(shè)

1.1 高管團(tuán)隊(duì)異質(zhì)性特征與我國(guó)涉農(nóng)上市企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新

當(dāng)前，我國(guó)涉農(nóng)上市企業(yè)仍然存在抗風(fēng)險(xiǎn)能力弱、內(nèi)部控制不健全等問題。優(yōu)秀的高管團(tuán)隊(duì)作為企業(yè)的稀缺資源，是現(xiàn)代企業(yè)管理長(zhǎng)期以來討論的關(guān)鍵問題。何瑛等[2]提出，企業(yè)高管自身的認(rèn)知結(jié)構(gòu)與價(jià)值觀往往會(huì)影響企業(yè)的決策。但是，高管的認(rèn)知結(jié)構(gòu)與價(jià)值觀難以具體考察量化。目前，學(xué)界一般是退而求其次，采用諸如年齡、性別、教育背景、組織任期、職業(yè)經(jīng)歷，以及團(tuán)隊(duì)異質(zhì)性等人口統(tǒng)計(jì)學(xué)特征代替衡量。

一些研究認(rèn)為，團(tuán)隊(duì)異質(zhì)性與技術(shù)創(chuàng)新之間呈正相關(guān)?？陆值萚3]認(rèn)為，高管之間不同的教育背景和職業(yè)背景有助于提升行業(yè)認(rèn)知能力，促進(jìn)團(tuán)隊(duì)成員深刻認(rèn)識(shí)到研發(fā)投入對(duì)企業(yè)發(fā)展的戰(zhàn)略意義，從而做出增加研發(fā)投入的決策。Talke等[4]以產(chǎn)品制造業(yè)數(shù)據(jù)為樣本，發(fā)現(xiàn)高管團(tuán)隊(duì)多樣性與企業(yè)創(chuàng)新呈強(qiáng)正相關(guān)關(guān)系，強(qiáng)調(diào)高管團(tuán)隊(duì)異質(zhì)性是企業(yè)創(chuàng)新戰(zhàn)略和創(chuàng)新成果實(shí)施的重要前提。郭天嬌等[5]認(rèn)為，高管團(tuán)隊(duì)異質(zhì)性對(duì)商業(yè)模式創(chuàng)新具有顯著的正向影響，慣例更新在高管團(tuán)隊(duì)異質(zhì)性與商業(yè)模式創(chuàng)新的關(guān)系中起中介作用。

另一些研究認(rèn)為，團(tuán)隊(duì)異質(zhì)性與技術(shù)創(chuàng)新之間不呈正相關(guān)。Camelo等[6]運(yùn)用階梯理論，引入戰(zhàn)略共識(shí)的概念，以97家進(jìn)行創(chuàng)新活動(dòng)的西班牙企業(yè)為例，研究發(fā)現(xiàn)，高管團(tuán)隊(duì)職能的異質(zhì)性與創(chuàng)新績(jī)效負(fù)相關(guān)。Camelo-Ordaz等[7]認(rèn)為，高管團(tuán)隊(duì)成員間的差異會(huì)造成團(tuán)隊(duì)沖突，異構(gòu)的高管團(tuán)隊(duì)在利用外部意見和追求探索創(chuàng)新方面沒有顯著作用。熊艾倫等[8]強(qiáng)調(diào)，單純提高女性比例不足以解決企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新中存在的問題，還需要從根本上消除性別偏見和刻板印象等對(duì)女性高管帶來的不利影響。王曦若等[9]認(rèn)為，高管團(tuán)隊(duì)的年齡異質(zhì)性、任期異質(zhì)性與企業(yè)創(chuàng)新投入之間存在負(fù)向關(guān)系，高管團(tuán)隊(duì)地位的不平等通過增強(qiáng)高管團(tuán)隊(duì)年齡異質(zhì)性、任期異質(zhì)性的消極作用對(duì)創(chuàng)新投入產(chǎn)生負(fù)向調(diào)節(jié)作用。

我國(guó)涉農(nóng)上市企業(yè)高管團(tuán)隊(duì)大多結(jié)構(gòu)簡(jiǎn)單，調(diào)整、完善高管團(tuán)隊(duì)結(jié)構(gòu)將有利于企業(yè)發(fā)展。結(jié)合上述分析，本文從高管團(tuán)隊(duì)的年齡異質(zhì)性、任期異質(zhì)性、職業(yè)異質(zhì)性、學(xué)歷異質(zhì)性角度提出如下假說：H1a，高管團(tuán)隊(duì)的年齡異質(zhì)性對(duì)我國(guó)涉農(nóng)上市企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新存在正向影響；H1b，高管團(tuán)隊(duì)的任期異質(zhì)性對(duì)我國(guó)涉農(nóng)上市企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新存在正向影響；H1c，高管團(tuán)隊(duì)的職業(yè)異質(zhì)性對(duì)我國(guó)涉農(nóng)上市企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新存在正向影響；H1d，高管團(tuán)隊(duì)的學(xué)歷異質(zhì)性對(duì)我國(guó)涉農(nóng)上市企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新存在正向影響。

1.2 政府補(bǔ)貼的調(diào)節(jié)作用

政府對(duì)企業(yè)研發(fā)的補(bǔ)貼行為屬于外部激勵(lì)，會(huì)影響企業(yè)對(duì)技術(shù)創(chuàng)新的偏好。政府補(bǔ)貼作為促進(jìn)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的重要激勵(lì)工具之一，不同研究中關(guān)于其對(duì)企業(yè)研發(fā)投資行為影響的結(jié)論并不一致。一種觀點(diǎn)認(rèn)為，政府補(bǔ)貼補(bǔ)償了企業(yè)研發(fā)本身的風(fēng)險(xiǎn)和其非完全專有性，有助于提升高管團(tuán)隊(duì)的冒險(xiǎn)精神，為企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新帶來積極的效果。彭紅星等[10]指出，政府補(bǔ)貼與高管政治、研發(fā)技術(shù)背景存在顯著的關(guān)聯(lián)關(guān)系，即在政府補(bǔ)貼的影響下，高管政治、研發(fā)技術(shù)背景會(huì)提升企業(yè)的風(fēng)險(xiǎn)水平，進(jìn)而促進(jìn)企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新行為。孫秀麗等[11]指出，高管團(tuán)隊(duì)的冒險(xiǎn)傾向會(huì)受到政府補(bǔ)貼等外部制度環(huán)境的影響。另一種觀點(diǎn)認(rèn)為，政府補(bǔ)貼可能導(dǎo)致研發(fā)資源配置低效。唐躍軍等[12]指出，政府對(duì)企業(yè)進(jìn)行補(bǔ)貼時(shí)存在信息不對(duì)稱的現(xiàn)象，這會(huì)顯著影響補(bǔ)貼的效果。關(guān)于政府補(bǔ)貼的影響結(jié)果，學(xué)界存在著“促進(jìn)效應(yīng)—擠出效應(yīng)”的研究范式，也就是說，政府補(bǔ)貼在企業(yè)研發(fā)投資方面能提供資金支持，但也會(huì)產(chǎn)生同行企業(yè)不當(dāng)競(jìng)爭(zhēng)等不利的影響，降低資源配置效率，從而產(chǎn)生擠出效應(yīng)。毛其淋等[13]權(quán)衡政府補(bǔ)貼的利與弊，指出只有適度的補(bǔ)貼才能提高企業(yè)的風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)能力，而高額度的政府補(bǔ)貼則會(huì)顯著降低企業(yè)承擔(dān)的風(fēng)險(xiǎn)。這些研究表明，政府補(bǔ)貼的確會(huì)影響到高管團(tuán)隊(duì)異質(zhì)性與技術(shù)創(chuàng)新的關(guān)系。這為本文引入調(diào)節(jié)變量提供了思路借鑒。當(dāng)前我國(guó)涉農(nóng)上市企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新方式單一，技術(shù)創(chuàng)新投入資金匱乏，技術(shù)創(chuàng)新意識(shí)和能力不強(qiáng)。因此，在涉農(nóng)上市企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新過程中，政府支持成為企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的主要助推力。經(jīng)分析，本文提出如下假說：H2a，政府補(bǔ)貼對(duì)高管團(tuán)隊(duì)年齡異質(zhì)性與我國(guó)涉農(nóng)上市企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新有正向調(diào)節(jié)作用；H2b，政府補(bǔ)貼對(duì)高管團(tuán)隊(duì)任期異質(zhì)性與我國(guó)涉農(nóng)上市企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新有正向調(diào)節(jié)作用；H2c，政府補(bǔ)貼對(duì)高管團(tuán)隊(duì)職業(yè)異質(zhì)性與我國(guó)涉農(nóng)上市企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新有正向調(diào)節(jié)作用；H2d，政府補(bǔ)貼對(duì)高管團(tuán)隊(duì)學(xué)歷異質(zhì)性與我國(guó)涉農(nóng)上市企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新有正向調(diào)節(jié)作用。

2 研究設(shè)計(jì)

2.1 樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文數(shù)據(jù)來源于中國(guó)科技統(tǒng)計(jì)年鑒、科學(xué)技術(shù)部網(wǎng)站公布的資料。由于涉農(nóng)上市企業(yè)近幾年才在我國(guó)逐漸發(fā)展成熟，為此，特選擇2017—2019年的數(shù)據(jù)作為樣本，以更具現(xiàn)實(shí)意義。涉農(nóng)上市企業(yè)數(shù)據(jù)主要來自CSMAR數(shù)據(jù)庫(kù)與《企業(yè)統(tǒng)計(jì)年鑒》，并通過向上海證券交易所、深圳證券交易所，以及企業(yè)官網(wǎng)查詢等途徑補(bǔ)充缺失數(shù)據(jù)。參照國(guó)內(nèi)學(xué)者的通行做法，剔除ST(特別處理)、PT(特別轉(zhuǎn)讓)類與相關(guān)數(shù)據(jù)缺失的企業(yè)。由于涉農(nóng)行業(yè)范圍廣，國(guó)際上未提出明確的分類方式，本文參考謝玲紅等[14]對(duì)中國(guó)涉農(nóng)行業(yè)的分類方法，同時(shí)，考慮到涉農(nóng)上市企業(yè)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)的可獲得性和完整性，確定以中國(guó)證監(jiān)會(huì)2012年的行業(yè)分類標(biāo)準(zhǔn)為依據(jù)，以農(nóng)、林、牧、漁業(yè)，以及農(nóng)副產(chǎn)品加工業(yè)、酒、飲料和精制茶制造業(yè)作為涉農(nóng)行業(yè)的重要組成部分，經(jīng)篩選，選擇涉農(nóng)上市企業(yè)179家作為研究對(duì)象。數(shù)據(jù)類型為平衡面板數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)樣本共計(jì)5 796個(gè)。

2.2 變量定義

2.2.1 因變量

關(guān)于技術(shù)創(chuàng)新指標(biāo)，以往研究中使用較多的有研發(fā)支出和專利申請(qǐng)數(shù)量。鑒于涉農(nóng)上市企業(yè)專利申請(qǐng)數(shù)量數(shù)據(jù)收集較難，本文借鑒喻登科等[15]用研發(fā)投入與銷售收入之比來衡量技術(shù)創(chuàng)新的做法，考慮以研發(fā)密度，即研發(fā)支出與企業(yè)主營(yíng)業(yè)務(wù)收入之比作為因變量。

2.2.2 自變量

多數(shù)研究認(rèn)為，高管團(tuán)隊(duì)異質(zhì)性主要包括性別、年齡、教育水平、職業(yè)(背景)和任期異質(zhì)性5個(gè)維度?？紤]到我國(guó)涉農(nóng)上市企業(yè)高管團(tuán)隊(duì)中女性占比較少，本文去除性別異質(zhì)性指標(biāo)。

關(guān)于年齡、學(xué)歷、任期異質(zhì)性的測(cè)度，均首先進(jìn)行編碼，然后采用Blau[16]提出的Herfindal-Hirschman系數(shù)(又稱Herfindal系數(shù))來測(cè)量。上述各指標(biāo)的編碼方式簡(jiǎn)述如下。年齡編碼：1表示不大于30歲；2表示31～40歲；3表示41～50歲；4表示51～60歲；5表示大于60歲。學(xué)歷編碼：1表示高中及以下；2表示本科；3表示碩士及以上。任期編碼：1表示成員任期在1 a以下；2表示成員任期在1～3 a；3表示成員任期在4～6 a；4表示成員任期在7～10 a；5表示成員任期在10 a以上。

關(guān)于職業(yè)異質(zhì)性的測(cè)度，多數(shù)研究認(rèn)為，具有生產(chǎn)制造與研發(fā)背景的高管更傾向于技術(shù)創(chuàng)新。據(jù)此，本文將涉農(nóng)上市企業(yè)高管分為有生產(chǎn)制造、研發(fā)背景型高管與其他2類，然后采用Herfindal系數(shù)測(cè)量差異程度。

2.2.3 調(diào)節(jié)變量

從2007年開始，在上市企業(yè)的年報(bào)中，對(duì)政府補(bǔ)貼有專門的信息披露。本文選取政府補(bǔ)貼作為調(diào)節(jié)變量，以涉農(nóng)上市企業(yè)各年年報(bào)中“非經(jīng)濟(jì)損益”項(xiàng)目下的“政府補(bǔ)貼”為數(shù)據(jù)來源。為減少異方差對(duì)數(shù)據(jù)的影響，采用經(jīng)標(biāo)準(zhǔn)化處理后的政府補(bǔ)貼總額來表征。

2.2.4 控制變量

根據(jù)相關(guān)領(lǐng)域現(xiàn)有的研究結(jié)果，為了排除研究中其他因素的影響，選取團(tuán)隊(duì)規(guī)模、企業(yè)規(guī)模、高管團(tuán)隊(duì)的同質(zhì)性特征、財(cái)務(wù)杠桿、上市時(shí)間、資產(chǎn)收益率作為控制變量，其中，高管團(tuán)隊(duì)的同質(zhì)性特征具體包括平均任期、平均年齡、平均學(xué)歷。

具體的變量設(shè)計(jì)及其衡量詳見表1。

表1 變量設(shè)置及其衡量

2.3 模型構(gòu)建

為檢驗(yàn)高管團(tuán)隊(duì)異質(zhì)性特征與我國(guó)涉農(nóng)上市企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新之間的關(guān)系，以及政府補(bǔ)貼對(duì)其關(guān)系的調(diào)節(jié)作用，本研究采用分層回歸模型(hierarchical regression model)來進(jìn)行實(shí)證分析?；貧w模型(模型1～3)的表達(dá)形式分別如式(1)～(3)所示。

VR&D=a0+a1VContro+ε；

(1)

VR&D=a0+a1VContro+a2VHTMT+ε；

(2)

VR&D=a0+a1VContro+a2VHTMT+a3VGov+a4VHTMT*VGov+ε。

(3)

式(1)～(3)中：VR&D為被解釋變量，表示我國(guó)涉農(nóng)上市企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新；VHTMT為解釋變量，包括高管團(tuán)隊(duì)的年齡異質(zhì)性(Hage)、高管團(tuán)隊(duì)的任期異質(zhì)性(Htenu)、高管團(tuán)隊(duì)的職業(yè)異質(zhì)性(Hfum)、高管團(tuán)隊(duì)的學(xué)歷異質(zhì)性(Hdeg)；VGov為調(diào)節(jié)變量，表示政府補(bǔ)貼；VContro為控制變量，包括團(tuán)隊(duì)規(guī)模(Tsize)、企業(yè)規(guī)模(Size)、平均任期(Mtenu)、平均年齡(Mage)、平均學(xué)歷(Mdge)、財(cái)務(wù)杠桿(Def)、上市時(shí)間(Cage)、資產(chǎn)收益率(Roe)；ε為隨機(jī)項(xiàng)；a0～a4為回歸系數(shù)。

3 實(shí)證分析

3.1 描述性統(tǒng)計(jì)與皮爾遜相關(guān)性分析

為清晰展示各變量的信息，利用Stata 12.0軟件，對(duì)相關(guān)變量的平均值與標(biāo)準(zhǔn)差進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì)(表2)，并對(duì)主要變量進(jìn)行皮爾遜(Pearson)相關(guān)性分析(表3)。為避免實(shí)證結(jié)果受異常值影響，使用Winsor命令在1%水平下對(duì)本文涉及的所有變量進(jìn)行處理。研究結(jié)果顯示，我國(guó)涉農(nóng)上市企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新投入的平均值是0.129(標(biāo)準(zhǔn)差是0.138)，年齡異質(zhì)性的平均值是0.657(標(biāo)準(zhǔn)差是0.201)，任期異質(zhì)性的平均值是0.550(標(biāo)準(zhǔn)差是0.334)，職業(yè)異質(zhì)性的平均值是0.248(標(biāo)準(zhǔn)差是0.190)，學(xué)歷異質(zhì)性的平均值是0.413(標(biāo)準(zhǔn)差是0.195)。統(tǒng)計(jì)結(jié)果顯示，各變量的描述性統(tǒng)計(jì)值和相關(guān)系數(shù)均無異常。從相關(guān)性分析看，涉農(nóng)上市企業(yè)高管團(tuán)隊(duì)的年齡異質(zhì)性與涉農(nóng)上市企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新在10%水平上呈現(xiàn)顯著正相關(guān)，任期異質(zhì)性、職業(yè)異質(zhì)性、學(xué)歷異質(zhì)性、團(tuán)隊(duì)規(guī)模，以及平均任期分別與涉農(nóng)上市企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新在5%水平上呈現(xiàn)顯著正相關(guān)，企業(yè)規(guī)模、上市時(shí)間分別與涉農(nóng)上市企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新在1%水平上呈現(xiàn)顯著負(fù)相關(guān)，平均年齡與涉農(nóng)上市企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新在10%水平上呈現(xiàn)顯著負(fù)相關(guān)。主要變量之間具有相關(guān)性，但是整體顯著性水平不高，需要進(jìn)一步展開回歸分析，以驗(yàn)證高管團(tuán)隊(duì)異質(zhì)性對(duì)我國(guó)涉農(nóng)上市企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的影響。

表2 各變量的平均值與標(biāo)準(zhǔn)差

表3 各變量的相關(guān)性

為避免主要變量間的多重共線性問題影響后續(xù)實(shí)證分析的可靠性，利用方差膨脹系數(shù)因子(VIF)檢驗(yàn)變量間的多重共線性問題。參考多數(shù)研究的判斷標(biāo)準(zhǔn)，可以接受自變量的VIF為0.1～10。經(jīng)檢驗(yàn)，各變量的VIF最大值為1.48，均值為1.33(表4)，認(rèn)為主要變量間不存在多重共線性問題。

表4 涉農(nóng)上市企業(yè)高管團(tuán)隊(duì)異質(zhì)性特征的多重共線性檢驗(yàn)結(jié)果

SD， Standard deviation.

3.2 模型回歸結(jié)果

為研究高管團(tuán)隊(duì)異質(zhì)性對(duì)我國(guó)涉農(nóng)上市企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的影響，并探索政府補(bǔ)貼對(duì)高管團(tuán)隊(duì)異質(zhì)性與我國(guó)涉農(nóng)上市企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的調(diào)節(jié)效應(yīng)，借鑒方杰等[17]的研究思路，引入自變量與調(diào)節(jié)變量交互項(xiàng)，采用多層次OLS(普通最小二乘法)回歸來檢驗(yàn)?zāi)Ｐ偷恼_性(表5)。

表5 政府補(bǔ)貼調(diào)節(jié)下的高管團(tuán)隊(duì)異質(zhì)性特征與涉農(nóng)上市企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新回歸模型

模型1分析各控制變量與涉農(nóng)上市企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的關(guān)系。從高管團(tuán)隊(duì)同質(zhì)性特征來看：高管團(tuán)隊(duì)的平均任期與企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新在5%水平上顯著正相關(guān)，推測(cè)是因?yàn)椋孓r(nóng)上市企業(yè)高管的任期越長(zhǎng)，越對(duì)企業(yè)發(fā)展有清晰的規(guī)劃，因而越有利于技術(shù)創(chuàng)新；高管的平均年齡與企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新在10%水平上顯著負(fù)相關(guān)，推測(cè)是因?yàn)?，年輕高管更具有挑戰(zhàn)精神，更傾向于技術(shù)創(chuàng)新；高管團(tuán)隊(duì)的平均學(xué)歷與企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新無顯著相關(guān)性，具體原因還需要后續(xù)深入分析。從企業(yè)特征看，上市時(shí)間與企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新在1%水平上顯著負(fù)相關(guān)，反映出成立時(shí)間短的涉農(nóng)上市企業(yè)更愿意嘗試技術(shù)創(chuàng)新，推測(cè)是由于涉農(nóng)項(xiàng)目前期投入大、難以被模仿，那些成立時(shí)間較久的涉農(nóng)上市企業(yè)已有穩(wěn)定的發(fā)展模式，故不太愿意在技術(shù)創(chuàng)新上投入更多資金。

模型2在模型1的基礎(chǔ)上增加了高管團(tuán)隊(duì)異質(zhì)性特征，分析其對(duì)我國(guó)涉農(nóng)上市企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的影響。結(jié)果顯示，高管團(tuán)隊(duì)的年齡異質(zhì)性與企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新在10%水平上顯著負(fù)相關(guān)，假設(shè)H1a未得到驗(yàn)證，說明在我國(guó)涉農(nóng)上市企業(yè)中，高管團(tuán)隊(duì)的年齡異質(zhì)性抑制企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新。高管團(tuán)隊(duì)的任期異質(zhì)性與企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新在1%水平上顯著正相關(guān)，驗(yàn)證假設(shè)H1b，說明高管團(tuán)隊(duì)成員的任職時(shí)間長(zhǎng)短有差異，會(huì)促進(jìn)企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新。高管團(tuán)隊(duì)的職業(yè)異質(zhì)性與企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新在1%水平上顯著正相關(guān)，驗(yàn)證假設(shè)H1c，說明涉農(nóng)上市企業(yè)的高管團(tuán)隊(duì)若由不同職業(yè)背景的成員組成，企業(yè)會(huì)更傾向于技術(shù)創(chuàng)新。高管團(tuán)隊(duì)的學(xué)歷異質(zhì)性與企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新在10%水平上顯著正相關(guān)，驗(yàn)證假設(shè)H1d，說明涉農(nóng)上市企業(yè)高管團(tuán)隊(duì)成員的學(xué)歷異質(zhì)性對(duì)企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新有促進(jìn)作用。

為檢驗(yàn)政府補(bǔ)貼激勵(lì)的調(diào)節(jié)效應(yīng)，模型3在模型2的基礎(chǔ)上引入調(diào)節(jié)變量。從實(shí)證結(jié)果來看，模型3的擬合優(yōu)度(R2)優(yōu)于模型2。高管團(tuán)隊(duì)年齡異質(zhì)性與政府補(bǔ)貼的交互項(xiàng)系數(shù)在10%水平上對(duì)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新有顯著正向影響，即政府補(bǔ)貼在高管團(tuán)隊(duì)年齡異質(zhì)性對(duì)我國(guó)涉農(nóng)上市企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的影響中存在正向調(diào)節(jié)作用，驗(yàn)證假設(shè)H2a，說明政府補(bǔ)貼會(huì)激勵(lì)高管團(tuán)隊(duì)年齡異質(zhì)性對(duì)技術(shù)創(chuàng)新的傾向。高管團(tuán)隊(duì)任期、職業(yè)異質(zhì)性與政府補(bǔ)貼的交互項(xiàng)系數(shù)在1%水平上對(duì)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新有顯著正向影響，即政府補(bǔ)貼在高管團(tuán)隊(duì)任期、職業(yè)異質(zhì)性對(duì)我國(guó)涉農(nóng)上市企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的影響中存在正向調(diào)節(jié)作用，驗(yàn)證假設(shè)H2b、H2c，說明政府補(bǔ)貼力度越大，高管團(tuán)隊(duì)任期、職業(yè)異質(zhì)性對(duì)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的傾向性越強(qiáng)。高管團(tuán)隊(duì)學(xué)歷異質(zhì)性與政府補(bǔ)貼的交互項(xiàng)對(duì)技術(shù)創(chuàng)新無顯著影響，假設(shè)H2d未得到驗(yàn)證，說明政府補(bǔ)貼在高管團(tuán)隊(duì)學(xué)歷異質(zhì)性對(duì)我國(guó)涉農(nóng)上市企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的影響中無明顯調(diào)節(jié)作用。

4 結(jié)論

高管團(tuán)隊(duì)作為企業(yè)最高的決策主體，在企業(yè)的可持續(xù)發(fā)展中發(fā)揮著重要作用。本文采用文獻(xiàn)研究、規(guī)范與實(shí)證分析相結(jié)合的方法，以我國(guó)涉農(nóng)上市企業(yè)2017—2019年的高管特征與企業(yè)財(cái)務(wù)等相關(guān)數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，探討了高管團(tuán)隊(duì)異質(zhì)性特征對(duì)我國(guó)涉農(nóng)上市企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的影響，并驗(yàn)證了政府補(bǔ)貼在其中的調(diào)節(jié)作用。結(jié)果表明，高管團(tuán)隊(duì)提升平均任期會(huì)促進(jìn)我國(guó)涉農(nóng)上市企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新，降低平均年齡會(huì)促進(jìn)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新；高管團(tuán)隊(duì)任期、職業(yè)、學(xué)歷異質(zhì)性提升有利于我國(guó)促進(jìn)涉農(nóng)上市企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新，但年齡異質(zhì)性提升會(huì)抑制技術(shù)創(chuàng)新；政府補(bǔ)貼正向激勵(lì)了高管團(tuán)隊(duì)任期、職業(yè)異質(zhì)性對(duì)我國(guó)涉農(nóng)上市企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的影響。

根據(jù)上述發(fā)現(xiàn)，本研究提出如下對(duì)策建議。(1)優(yōu)化高管團(tuán)隊(duì)治理結(jié)構(gòu)，促進(jìn)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新。我國(guó)涉農(nóng)上市企業(yè)應(yīng)根據(jù)自身的技術(shù)創(chuàng)新戰(zhàn)略，分析企業(yè)內(nèi)在的創(chuàng)新要求，理性調(diào)整高層管理團(tuán)隊(duì)成員，從而謀求更高的技術(shù)創(chuàng)新程度，打造出能夠提升我國(guó)涉農(nóng)上市企業(yè)科技創(chuàng)新領(lǐng)域核心競(jìng)爭(zhēng)力的高管團(tuán)隊(duì)。(2)用好政府補(bǔ)貼工具，落實(shí)政府補(bǔ)貼政策。政府通過補(bǔ)貼可以促進(jìn)涉農(nóng)上市企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新。對(duì)于涉農(nóng)上市企業(yè)而言，應(yīng)該根據(jù)高管團(tuán)隊(duì)結(jié)構(gòu)建設(shè)需求，積極關(guān)注國(guó)家相關(guān)補(bǔ)貼政策。金融部門應(yīng)及時(shí)落實(shí)各級(jí)政府的相關(guān)補(bǔ)貼，在財(cái)政補(bǔ)助、貼息貸款、稅收優(yōu)惠等方面給予傾斜，更大程度發(fā)揮政府補(bǔ)貼對(duì)涉農(nóng)上市企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的激勵(lì)效應(yīng)，促進(jìn)行業(yè)整體良性循環(huán)。(3)延長(zhǎng)高管團(tuán)隊(duì)任期，積極培養(yǎng)年輕高管。欲提高我國(guó)涉農(nóng)上市企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新能力，除依托政府補(bǔ)貼政策的激勵(lì)作用外，應(yīng)酌情延長(zhǎng)高管任期，使高管形成長(zhǎng)期穩(wěn)定的理性預(yù)期，減少短期行為，以增強(qiáng)企業(yè)高管增加技術(shù)創(chuàng)新投入的積極性和主動(dòng)性。同時(shí)，優(yōu)化現(xiàn)有的人才政策，為人才提供完善的培養(yǎng)體系，補(bǔ)充高管團(tuán)隊(duì)中的年輕人才缺口，積極培養(yǎng)、大膽提拔年輕高管，建立年輕化、專業(yè)化的高管團(tuán)隊(duì)。

本文的局限性主要在于數(shù)據(jù)收集方面。我國(guó)涉農(nóng)上市企業(yè)樣本數(shù)據(jù)本就較少，再加上研究過程中還要剔除部分高管個(gè)人信息披露不全的企業(yè)，因此樣本量的限制可能會(huì)影響本研究的最終結(jié)論。