(1.對外經(jīng)濟貿(mào)易大學 國際商學院, 北京 100029；2.韓國世翰大學，韓國 木浦 530822)

一、引言

企業(yè)高管作為戰(zhàn)略決策的主要發(fā)起者和引領者，對于企業(yè)所有的生產(chǎn)經(jīng)營活動都具有重大影響。不同背景的企業(yè)高管具有不同的管理風格，不同的管理風格又會塑造不同的企業(yè)表現(xiàn)。2016年11月24日，我國教育部印發(fā)《高等學?！笆濉笨茖W和技術發(fā)展規(guī)劃》。《規(guī)劃》中指出，應完善高校教師在崗兼職、離崗創(chuàng)業(yè)和返崗任職制度，允許符合條件的科研人員經(jīng)學校批準，帶著研究項目和科研成果，保留基本待遇創(chuàng)辦企業(yè)或到企業(yè)中開展創(chuàng)新工作。該政策的提出鼓勵了具有學術經(jīng)歷的人員到企業(yè)中參與經(jīng)營管理，同時進一步強調(diào)了科研技術轉移和科研成果轉化的重要性，有利于加深企業(yè)管理層對于創(chuàng)新的重視程度，提高企業(yè)的創(chuàng)新能力和創(chuàng)新產(chǎn)出水平。近年來，隨著我國各省市相繼出臺鼓勵科研人員投身到企業(yè)的地方政策(如成都2014、廣州2015、中共中央辦公廳、國務院辦公廳2016[注]2014年8月8日，中共成都市委辦公廳、成都市人民政府辦公廳印發(fā)《促進國內(nèi)外高校院所在蓉協(xié)同創(chuàng)新的若干政策措施》的通知；2015年11月20日，廣東省人民政府辦公廳印發(fā)《關于深化高校科研體制機制改革的實施意見》；2016年11月7日，中共中央辦公廳、國務院辦公廳印發(fā)《關于實施以增加知識價值為導向分配政策的若干意見》。等)，具有學術經(jīng)歷的高管人員隊伍日益壯大。根據(jù)本文樣本數(shù)據(jù)顯示：具有學術經(jīng)歷高管的企業(yè)占比由2008年的17.59%逐年上升為2014年26.52%；企業(yè)高管團隊中具有學術經(jīng)歷高管占比的平均值由2008年

3.78%逐年上升到2014年5.29%。企業(yè)高管具有學術經(jīng)歷的現(xiàn)象在中國已有歷史。早在20世紀90年代改革開放背景下，便涌現(xiàn)了大批的高校教師和政府官員由事業(yè)單位轉向經(jīng)營企業(yè)，形成了中國經(jīng)濟中特有的“文人下?！爆F(xiàn)象[1]。這一現(xiàn)象極少出現(xiàn)在西方國家，可以說是我國企業(yè)發(fā)展中的一個特有現(xiàn)象并逐漸發(fā)展成為普遍的現(xiàn)象。

國家鼓勵擁有學術經(jīng)歷人員參與企業(yè)經(jīng)營管理，其根本目的在于促進科研成果轉化、提高企業(yè)創(chuàng)新能力。2018年3月7日，習近平總書記在參加兩會廣東代表團審議時進一步強調(diào)：人才是第一資源，創(chuàng)新是第一動力，中國強大起來要靠創(chuàng)新，創(chuàng)新要靠人才。政策的推動使得企業(yè)創(chuàng)新成為學術界重點關注的問題，而“高層梯隊理論”[2]的推廣將企業(yè)行為研究的視角引領到背后高管的特征上。已有文獻對于高管背景與創(chuàng)新的關系主要圍繞高管的年齡、性別、教育水平、任期、職能背景等人口統(tǒng)計特征及其異質性展開研究，而鮮有文獻涉及高管學術經(jīng)歷對企業(yè)創(chuàng)新行為的影響。因此，研究高管學術經(jīng)歷能否提高企業(yè)創(chuàng)新能力，探究相關政策對于企業(yè)創(chuàng)新行為的作用效果，是亟待解決的理論問題和實踐問題。

從理論上看，高管的學術經(jīng)歷意味著高管具有較高的受教育程度且很可能具有海外留學經(jīng)驗，其經(jīng)歷過嚴謹?shù)膶W術訓練，具有全球化視野，在進行管理決策時能夠依據(jù)最先進的專業(yè)知識進行分析和判斷。同時，豐富的校園資源也為學術背景高管提供了強大的科研團隊支撐。另外，高管的學術經(jīng)歷使其具有較高的社會道德水平和較好的風險識別能力，從而使得企業(yè)表現(xiàn)出更高的財務柔性水平和風險承擔能力，有利于企業(yè)開展創(chuàng)新。因此，本文預期高管的學術經(jīng)歷與企業(yè)創(chuàng)新之間存在正向關系。

本文以2008-2014年間中國A股上市公司作為樣本，分如下幾個步驟，檢驗了高管學術經(jīng)歷對于企業(yè)創(chuàng)新的影響：首先，檢驗了高管學術經(jīng)歷與企業(yè)創(chuàng)新的關系，高管學術經(jīng)歷顯著促進了企業(yè)創(chuàng)新投入的提高。為進一步研究企業(yè)創(chuàng)新動機，將創(chuàng)新產(chǎn)出分為實質性創(chuàng)新產(chǎn)出和策略性創(chuàng)新產(chǎn)出，結果發(fā)現(xiàn)高管學術經(jīng)歷能夠顯著提高企業(yè)實質性創(chuàng)新產(chǎn)出，但對策略性創(chuàng)新產(chǎn)出則呈顯著負向影響。其次，在高管學術經(jīng)歷與企業(yè)創(chuàng)新關系中加入企業(yè)異質性調(diào)節(jié)作用檢驗，發(fā)現(xiàn)企業(yè)規(guī)模和負債水平的差異性導致企業(yè)創(chuàng)新動機不同，高管學術經(jīng)歷對企業(yè)創(chuàng)新的影響也不同。再次，對研究結論進行了穩(wěn)健性檢驗和內(nèi)生性檢驗。

本文在以下方面對學術研究做出了貢獻：(1)豐富了高管背景特征對于企業(yè)創(chuàng)新行為影響的研究。已有文獻發(fā)現(xiàn)企業(yè)創(chuàng)新與高管個人特征相關，如性別、教育背景、年齡等，但極少有文獻關注高管學術經(jīng)歷與企業(yè)創(chuàng)新的關系的研究。學術經(jīng)歷與教育背景是完全不同的兩個方面，學術經(jīng)歷不僅體現(xiàn)了其高度的專業(yè)技能水平，同時還塑造了個人較高的道德素養(yǎng)和謹慎的決策風格。(2)因“境”制宜。通過導入企業(yè)規(guī)模和負債水平，研究在企業(yè)環(huán)境差異下，高管學術經(jīng)歷對于企業(yè)創(chuàng)新行為的影響，以中國情境實證檢驗了經(jīng)典的熊彼特假說、領導學理論和投資扭曲假說。

二、理論分析與假設提出

(一)高管學術經(jīng)歷和企業(yè)創(chuàng)新

自Hambrick和Mason1998[2]提出的“高層階梯理論”以來，高管的背景特征對企業(yè)行為的重要影響已經(jīng)逐漸被學者們所重視。已有文獻從高管的性別[3]、年齡[4]、教育背景、成長經(jīng)歷[5]、工作經(jīng)歷[6-7]、心理特征[8-9]、宗教信仰[10]、社會關系[11-12]等多個方面研究了高管背景特征與企業(yè)行為之間的關系。這些研究成果不僅豐富了高管背景的相關理論，同時也對于公司選聘高管人才、制定和實施重大經(jīng)營決策、提升業(yè)績具有重要的參考意義。但較少有文獻涉及高管學術經(jīng)歷對企業(yè)經(jīng)營管理行為的影響這一中國特有的現(xiàn)象。周楷唐等探討了高管學術經(jīng)歷與公司債務融資成本的關系，第一次將高管學術經(jīng)歷引入到企業(yè)行為研究中[13]。高管的學術經(jīng)歷是指高管曾全職在高校或科研機構從事科研工作，其不同于已有研究中的高管教育背景，學術經(jīng)歷不僅是高管個人學習能力的體現(xiàn)，更強調(diào)了個人經(jīng)歷對其個人特質的塑造。Kaplan(2012)[14]研究發(fā)現(xiàn)高管的能力和經(jīng)歷決定著高管的決策風格，同時也影響著企業(yè)向資本市場所傳遞的信號。

黨的十八大以來，黨中央把創(chuàng)新放在國家發(fā)展全局的核心位置，圍繞實施創(chuàng)新驅動發(fā)展戰(zhàn)略，加快推進以科研技術創(chuàng)新為核心的全面創(chuàng)新。政策的推動和理論的支持使得高管背景和創(chuàng)新之間關系的“黑箱”成為學術界重點關注問題。Amason和Sapienza(1997)[15]發(fā)現(xiàn)高管由于所接受的專業(yè)知識不同，其對于創(chuàng)新的態(tài)度也不同，具有技術、生產(chǎn)和營銷等專業(yè)背景的高管，更愿意加大創(chuàng)新投入。Tihanyi(2000)[16]則認為高管的受教育水平越高，對于信息的察覺能力越強，越會積極主動的投入創(chuàng)新。曾萍和鄔綺虹2012[17]以創(chuàng)業(yè)板企業(yè)為研究對象，實證結果表明女性高管的參與對于企業(yè)技術創(chuàng)新有顯著促進作用，而女性高管人力資本強化了這種促進關系；張信東(2016)[18]和吳靜、劉鳳朝等(2016)[19]均實證發(fā)現(xiàn)海歸高管顯著地促進企業(yè)創(chuàng)新投入和產(chǎn)出；易靖韜等(2015)[20]、鄔曉婧和郭淑娟(2018)[21]均發(fā)現(xiàn)高管過度自信與企業(yè)創(chuàng)新呈正向影響關系，而前者發(fā)現(xiàn)這一關系受企業(yè)異質性影響，后者則更關注于財務柔性在此關系中的作用；韓慶瀟等(2017)[22]以2009-2013年戰(zhàn)略性新興企業(yè)為樣本，研究高管團隊異質性對于企業(yè)創(chuàng)新效率的門檻效應，具體表現(xiàn)為高管團隊任期異質性和年齡異質性與創(chuàng)新效率呈倒U型關系，而教育水平異質性和職能背景異質性則與創(chuàng)新效率呈顯著正向關系。黨建民等(2017)[23]以滬深兩市風電產(chǎn)業(yè)上市公司為研究對象進行實證研究，認為高管持股比例和女性高管占比對風電企業(yè)技術創(chuàng)新效率具有顯著正向影響，這一作用在國有企業(yè)和省會企業(yè)中更為顯著。

具有學術經(jīng)歷的高管相對來說學歷較高并且很可能具有海外留學經(jīng)驗。據(jù)本文樣本中高管背景的原始數(shù)據(jù)統(tǒng)計：具有學術經(jīng)歷的高管平均受教育水平[注]本文高管受教育水平統(tǒng)計方式為按高管學歷設置虛擬變量：中專及中專以下=1，大專=2，本科=3，碩士研究生=4，博士研究生=5，其他=0。為3.77，高于無學術經(jīng)歷高管的3.28；具有學術經(jīng)歷高管樣本中海歸高管占比為10.8%，遠高于無學術經(jīng)歷高管樣本中海歸高管占比3.82%。相對而言，受教育水平越高的管理者，對于信息的察覺和整合能力越強，越愿意接受新鮮事物，也更能積極主動地開展創(chuàng)新行為。優(yōu)秀海歸通常被認為受到嚴格的科學學術訓練，掌握先進的知識技能，具備專業(yè)化能力、創(chuàng)意化思維和全球化視野，因此海歸高管能夠顯著促進企業(yè)技術創(chuàng)新投入和產(chǎn)出，提高創(chuàng)新產(chǎn)品原創(chuàng)性。

除了具有高學歷和海歸背景優(yōu)勢外，高管學術經(jīng)歷作為連接高校和企業(yè)的隱形關系橋梁，可以有效推動高?？萍汲晒D化進程。我國高校擁有龐大的科研隊伍，每年創(chuàng)造出大量的科研成果，然而目前科研成果轉化率仍處于低水平，大量成果僅停留在“象牙塔”，不能在經(jīng)濟社會中實現(xiàn)效益。影響科研成果轉化的兩個重要原因是科研人員市場觀念淡薄和缺少風險投資介入[24]，而具有學術背景高管的學術任職經(jīng)歷使其同時具有高校科研隊伍的人脈資源、敏銳的學術洞察力和企業(yè)投資優(yōu)勢，因此能夠大幅度縮減高校成果轉化和企業(yè)創(chuàng)新成本。

創(chuàng)新行為由于持續(xù)周期長且結果具有不確定性，因此整個過程需要大量資金投入，若企業(yè)面臨融資約束，則會在很大程度上抑制創(chuàng)新行為。究其原因，主要是因為這樣的不確定性背后蘊含著潛在風險，且其承擔責任只能期望于企業(yè)資本[25]。因此，保證企業(yè)具有適當?shù)呢攧杖嵝允墙鉀Q這一問題的根本途徑。從融資角度考慮，財務柔性指在面對未來不確定環(huán)境下，資本結構能夠以較低交易和機會成本以為企業(yè)經(jīng)營發(fā)展提供充足資金。具有學術經(jīng)歷的高管由于其自身具有較高的道德標準和社會責任意識，能夠提高企業(yè)會計穩(wěn)健性和降低盈余管理，從而通過降低企業(yè)信息風險來減少融資成本。根據(jù)信息不對稱和融資約束理論，企業(yè)面臨的外部融資壓力越小，其借債能力越強，財務柔性越高，此時企業(yè)投資于創(chuàng)新項目獲取的風險溢價越大。增強企業(yè)財務柔性能夠有效提升企業(yè)的研發(fā)投入[26-27]。

行為金融學理論認為，由于受個人心理因素和社會因素的影響，人們在面對不確定性進行決策時并不能完全理性，行為模式和風險態(tài)度的差異使得個人行為偏離金融理論的最優(yōu)模式而表現(xiàn)出可變性和多樣性[28]。高管接受的教育水平越高，對于風險的認知更全面、更包容，更愿意承擔風險。具有學術經(jīng)歷的高管既擁有較高的學歷背景，同時由于曾經(jīng)的工作環(huán)境和性質，其對于前沿的科學文化知識和先進的管理經(jīng)驗具有較高的敏感性，能夠迅速地把握市場的需求，有效處理投融資過程中衍生出的復雜問題，降低經(jīng)營決策的不確定性，增強企業(yè)的風險承擔能力。高風險承擔水平的企業(yè)反映出更高的創(chuàng)新積極性，這有利于提升企業(yè)的競爭優(yōu)勢[29]。

綜合上述高管客觀特征、高校資源、財務柔性和企業(yè)風險承擔能力的分析，本文提出如下研究假設。

H1高管的學術經(jīng)歷提高企業(yè)研發(fā)投入強度。

黎文靖和鄭曼妮(2016)[30]以創(chuàng)新動機不同將創(chuàng)新產(chǎn)出劃分為實質性創(chuàng)新和策略性創(chuàng)新，其認為實質性創(chuàng)新能夠推動技術進步，屬于高技術水平創(chuàng)新；策略性創(chuàng)新是指企業(yè)為了滿足產(chǎn)業(yè)政策的財稅扶持條件，以獲取更多的政府補貼和稅收優(yōu)惠而發(fā)生的微小的、低技術水平的創(chuàng)新。實質性創(chuàng)新主要發(fā)生于高技術性水平的領域，如信息技術、醫(yī)學等，而學術背景高管具有的專業(yè)知識有利于解決創(chuàng)新研發(fā)過程中的技術難題。學術背景高管在其科研任職過程中，曾承擔沉重的科研壓力，其科研成果要求必須具有一定的實質性意義，這使其逐漸養(yǎng)成實質性創(chuàng)新思維?；趯W術背景高管較強的科研能力和實質性創(chuàng)新思維，本文提出如下研究假設。

H2高管的學術經(jīng)歷提高企業(yè)實質性創(chuàng)新產(chǎn)出。

(二)企業(yè)異質性的調(diào)節(jié)作用

20世紀80年代，演化經(jīng)濟學家們打破新古典經(jīng)濟學的假設條件與經(jīng)濟現(xiàn)實不一致的局限，將企業(yè)異質性作為分析問題的基本起點。對企業(yè)而言，異質性意味著其具有經(jīng)濟“租”的潛在可能性，為不斷獲取超額利潤和競爭優(yōu)勢，企業(yè)會主動的不斷積累核心知識和開展創(chuàng)新活動，進而促進創(chuàng)新能力的提升[31]。Lee等(2003)[32]研究表明，由于壟斷屬性和規(guī)模經(jīng)濟，企業(yè)研發(fā)投入與企業(yè)規(guī)模正相關；由于負債限制了企業(yè)籌集資金的規(guī)模和過度投資行為，企業(yè)研發(fā)支出與負債負相關。由此可見，企業(yè)規(guī)模和企業(yè)負債是影響高管進行創(chuàng)新決策的兩個重要因素，二者共同塑造了學術背景高管進行投資決策的企業(yè)情景。

1.企業(yè)規(guī)模：熊彼特假說與領導力理論的相反效應

熊彼特關于市場規(guī)模和市場力量促進創(chuàng)新的假說認為，由于創(chuàng)新過程需要投入較高的研發(fā)費用，大企業(yè)以其規(guī)模經(jīng)濟和壟斷優(yōu)勢，相比小企業(yè)，更能承擔創(chuàng)新活動的高額成本，更有能力消化研發(fā)失敗，其具有的較高市場控制能力也更有利于創(chuàng)新成果的實現(xiàn)。Galbraith(1952)[33]進一步強調(diào)了企業(yè)規(guī)模對創(chuàng)新過程的重要影響，發(fā)現(xiàn)大規(guī)模企業(yè)是引領科研技術發(fā)展最有力的工具，是研發(fā)創(chuàng)新最有效的傳播者。從企業(yè)內(nèi)部來說，大企業(yè)為學術背景高管提供了豐富的資源供給、高素質的科研團隊和領導團隊、先進的科研設備，從而能夠為高管的科研投入決策提供保障，獲得的充足的資金供給也有利于創(chuàng)新成果的順利實現(xiàn)；從企業(yè)外部來說，大企業(yè)具有更強的社會影響力和行業(yè)領導力，更容易得到政府的關注和支持。企業(yè)規(guī)模的異質性帶來企業(yè)環(huán)境的顯著差異，使得高管制定和實施決策時受到環(huán)境的制約，因此高管學術經(jīng)歷對于企業(yè)創(chuàng)新的促進關系也會不同。大企業(yè)具有良好的創(chuàng)新環(huán)境，能夠更好的滿足學術背景高管的創(chuàng)新需求、實現(xiàn)創(chuàng)新想法。小企業(yè)由于基礎設施、人力資本、資金儲備等方面相比大企業(yè)均有所欠缺，因此學術背景高管只能根據(jù)自身專業(yè)判斷選擇開展部分創(chuàng)新活動。

Birkinshaw(2018)[34]強調(diào)在追求科研創(chuàng)新過程中人類個體動因的重要作用，研究組織內(nèi)部關鍵個體的背景特征有利于更好的識別企業(yè)環(huán)境差異下的創(chuàng)新需求。已有研究均認為領導力作為組織特質之一，具有多變性和創(chuàng)新潛力。領導力理論同樣認為企業(yè)規(guī)模是影響創(chuàng)新環(huán)境的關鍵變量，因為不同規(guī)模的組織在追求創(chuàng)新的過程中存在不同的額外潛在的復雜性。但領導力理論關于企業(yè)規(guī)模對于創(chuàng)新的影響，卻得到了與熊彼特假說截然不同的結論。領導力理論相關研究認為，一方面，在較小的組織中高管與下屬溝通的更加頻繁，學術背景高管的創(chuàng)新思想更容易傳達給員工，也更能提升個人和團隊精神，同時，高管可以針對下屬提供個性化關懷，更容易欣賞下屬的想法和創(chuàng)意；另一方面，在較小的組織中高管在建立、監(jiān)控和評估的過程中更能發(fā)揮作用，隨著組織規(guī)模的擴大，公司經(jīng)營信息在向高管傳遞過程中會產(chǎn)生更多的信息扭曲現(xiàn)象，高管對企業(yè)成員的直接影響力和信息的可接受性也變的更加復雜和困難。

根據(jù)以上對熊彼特假說和領導力理論的分析發(fā)現(xiàn)，企業(yè)規(guī)模對高管學術經(jīng)歷與創(chuàng)新關系的調(diào)節(jié)作用存在兩種相反的效應，因此，本文針對企業(yè)規(guī)模異質性條件下高管學術經(jīng)歷對企業(yè)創(chuàng)新的影響提出一組對立假說，以供檢驗。

H3a其他條件不變的情況下，大企業(yè)中高管學術經(jīng)歷對于企業(yè)創(chuàng)新的激勵作用更顯著。

H3b其他條件不變的情況下，小企業(yè)中高管學術經(jīng)歷對于企業(yè)創(chuàng)新的激勵作用更顯著。

2.負債水平：投資扭曲假說

資產(chǎn)替代是企業(yè)外部融資的一種代理成本，其意味著管理者會用其融資進行高收益、高風險項目投資，若項目成功，則企業(yè)獲取大部分收益，若投資失敗則由債權人承擔成本，而創(chuàng)新項目就是高收益、高風險項目的代表[35-36]。股東和債權人的利益分歧使得企業(yè)投資出現(xiàn)扭曲，如果一個高風險項目能夠提高股東價值，即使其不會帶來凈現(xiàn)值，管理者也會傾向選擇投資；相反，如果一個低風險項目會損害股東價值，即使其能夠帶來一定凈現(xiàn)值，管理者也會傾向放棄投資[37]。Parrino和Weisbach(1977)[37]還發(fā)現(xiàn)投資扭曲現(xiàn)象受企業(yè)債務水平影響，債務水平越高，投資扭曲現(xiàn)象越嚴重。企業(yè)負債水平的高低反映了企業(yè)在財務上是否采用了擴張策略，而財務擴張意味著企業(yè)高管盲目樂觀，在利用融資進行高風險項目投資時缺乏科學謹慎態(tài)度，因此創(chuàng)新產(chǎn)出水平相對較低；相反，非財務擴張企業(yè)高管在選擇高風險項目投資時相對較為謹慎，創(chuàng)新產(chǎn)出水平較高。由此可見，高管的謹慎態(tài)度也是影響投資扭曲的重要因素，而學術背景高管由于專業(yè)經(jīng)歷相對其他高管具有更高的謹慎度，因此，本文提出如下假設。

H4其他條件不變的情況下，非財務擴張企業(yè)中高管學術經(jīng)歷對于企業(yè)創(chuàng)新的激勵作用更顯著。

三、研究設計

(一)樣本選擇和數(shù)據(jù)來源

根據(jù)高管學術經(jīng)歷數(shù)據(jù)的可得性，本文選取2008—2014年A股上市公司數(shù)據(jù)作為初始樣本，并對樣本進行如下篩選：(1)剔除金融類上市公司；(2)剔除樣本期間ST、PT公司；(3)剔除關鍵數(shù)據(jù)缺失樣本。經(jīng)過上述篩選，最終得到12 513個公司-年度樣本。本文高管背景數(shù)據(jù)、財務數(shù)據(jù)、公司治理數(shù)據(jù)、產(chǎn)權性質數(shù)據(jù)、行業(yè)數(shù)據(jù)均來自于CSMAR數(shù)據(jù)庫，并對其中高管背景缺失數(shù)據(jù)通過查閱高管簡歷進行了補充；本文創(chuàng)新投入數(shù)據(jù)來自于WIND數(shù)據(jù)庫，對于部分缺失數(shù)據(jù)，用CCER數(shù)據(jù)庫予以補充，創(chuàng)新產(chǎn)出數(shù)據(jù)來自于CSMAR數(shù)據(jù)庫中的上市公司研發(fā)創(chuàng)新數(shù)據(jù)。

(二)模型建立和變量定義

為檢驗高管學術經(jīng)歷對企業(yè)創(chuàng)新行為的影響，本文構建如下多元回歸模型

Innovations=β0+β1×Academic+β2×Controls+Fixedeffects+ε

(1)

其中，因變量Innovations的衡量選取創(chuàng)新投入和創(chuàng)新產(chǎn)出兩個角度：創(chuàng)新投入(RD)借鑒已有文獻常見做法，使用研發(fā)支出與主營業(yè)務收入的比值衡量；創(chuàng)新產(chǎn)出(Patent)指標選用公司年度專利申請數(shù)表示公司每年新生產(chǎn)的知識，其中公司年度專利申請數(shù)為公司年度發(fā)明專利申請數(shù)、實用專利申請數(shù)和外觀專利申請數(shù)之和[38-39]；為進一步研究企業(yè)創(chuàng)新行為的動機，本文將創(chuàng)新產(chǎn)出(Patent)分為實質性創(chuàng)新產(chǎn)出(Patenti)和策略性創(chuàng)新產(chǎn)出(Patentud)，實質性創(chuàng)新產(chǎn)出是指企業(yè)申請“高質量”發(fā)明專利行為，策略性創(chuàng)新產(chǎn)出包括企業(yè)申請實用新型專利和外觀設計專利的行為。

表1 變量定義

類別變量名稱變量取值方式說明因變量創(chuàng)新投入(RD)研發(fā)支出/主營業(yè)務收入創(chuàng)新產(chǎn)出(Patent)log(公司年度專利申請數(shù)+1)實質性創(chuàng)新產(chǎn)出(Patenti)log(公司年度發(fā)明專利申請數(shù)+1)策略性創(chuàng)新產(chǎn)出(Patentud)log(公司年度實用外觀專利申請數(shù)+1)自變量高管學術經(jīng)歷虛擬變量(Academic)當高管團隊內(nèi)有成員具有學術經(jīng)歷時取值1,否則為0具有學術經(jīng)歷高管占比(Acaper)具有學術經(jīng)歷高管人數(shù)/高管團隊總人數(shù)控制變量控制變量企業(yè)層面管理層背景層面公司規(guī)模(Size)log(總資產(chǎn))財務杠桿(Leverage)總負債/總資產(chǎn)現(xiàn)金持有(Cash)(年末貨幣資金+年末交易性金融資產(chǎn))/總資產(chǎn)業(yè)績水平(Roa)凈利潤/總資產(chǎn)投資收益(Eqinc)投資收益/總資產(chǎn)成長性(Growth)營業(yè)收入增長率公司稅率(Tax)公司當年企業(yè)所得稅名義稅率獨立董事比例(Indep)獨立董事人數(shù)/董事會總人數(shù)審計師變量(Big4)當公司審計師來自于國際四大會計師事務所時取1,否則取0公司年齡(Eage)公司存續(xù)時間高管團隊年齡(Tage)高管團隊內(nèi)所有人員平均年齡女性高管占比(Female)高管團隊內(nèi)女性高管人數(shù)/高管團隊總人數(shù)海歸高管占比(Returnee)高管團隊內(nèi)具有海外留學經(jīng)歷高管人數(shù)/高管團隊總人數(shù)

自變量為高管學術經(jīng)歷變量，本文選取虛擬變量(Academic)和具有學術經(jīng)歷高管占比變量(Acaper)兩個指標來衡量，以綜合反映有無學術經(jīng)歷高管和具有學術經(jīng)歷高管比例的高低對企業(yè)創(chuàng)新的影響。其中，高管團隊界定借鑒Bamber等和周楷唐等的做法，指董事會及監(jiān)事會成員之外的直接參與企業(yè)經(jīng)營決策的高級管理人員[41]。學術經(jīng)歷界定為曾在高校任職、科研機構任職或協(xié)會從事研究的工作經(jīng)歷。Controls為控制變量，結合已有文獻研究成果，本文分別從企業(yè)層面和管理層背景層面兩個角度共選取13個變量作為控制變量。此外，本文還加入年度虛擬變量(Year)和行業(yè)虛擬變量(Industry)，以控制年度和行業(yè)固定效應，其中行業(yè)劃分參考2001年《上市公司行業(yè)分類指引》。本文變量定義如表1所示。

四、主要實證結果和分析

(一)描述性統(tǒng)計

在表2的第一部分可以看出具有學術經(jīng)歷高管的觀測值總計為2 936個，約占總樣本的23.46%。從變動趨勢來看，具有學術經(jīng)歷高管企業(yè)數(shù)量在樣本期間均有所增長，其占比變動除2013年度略有下降外其余年度均呈穩(wěn)步上升趨勢，說明企業(yè)逐漸意識到高管學術經(jīng)歷對于企業(yè)決策行為的積極影響。在有學術經(jīng)歷高管企業(yè)樣本中，學術背景高管人數(shù)占高管總人數(shù)比例的均值在2008—2010年度由21.46%上升到23.54%，隨后年度由于許多企業(yè)逐漸開始任用學術背景的高管，因此占比均值略有下降，但變化幅度不大，樣本期間有學術經(jīng)歷高管企業(yè)樣本中具有學術經(jīng)歷高管占比均值為21.36%，說明學術背景高管在企業(yè)高管隊伍中處于重要地位。

從表2第二部分因變量描述性統(tǒng)計來看：RD樣本量為8 822，均值為0.038，標準差為0.047，說明樣本間在創(chuàng)新投入方面差異不大；創(chuàng)新產(chǎn)出的三個變量的標準差數(shù)值較大且Patent、Patenti中位數(shù)值低于平均值，說明樣本在創(chuàng)新產(chǎn)出方面差異較大，原因可能是很多企業(yè)會由于管理層決策偏差、對政策解讀不準確等原因造成創(chuàng)新投入浪費，而還有一部分企業(yè)由于政策扶持、高新技術行業(yè)性質差異等原因使得其創(chuàng)新產(chǎn)出顯著高于其他樣本。

表2 主要變量描述性統(tǒng)計

自變量分布年度有學術經(jīng)歷高管無學術經(jīng)歷高管合計有學術經(jīng)歷高管企業(yè)占比(%)學術經(jīng)歷高管人數(shù)占比均值(%)20082099791 18817.5921.4620092561 0881 34419.0523.1920103681 3221 69021.7823.5420114721 4511 92324.5422.2920125181 5362 05425.2220.8720135271 5772 10425.0520.1020145861 6242 21026.5219.97合計2 9369 57712 513——總樣本均值———23.4621.36因變量描述性統(tǒng)計變量名稱樣本數(shù)平均值標準差p25中位數(shù)p75RD8 8220.0380.0470.0100.0310.045Patent7 1982.5931.2411.6092.4853.296Patenti7 1981.7241.2230.6931.6092.398Patentud7 1981.9111.4140.6931.9462.833

表3 高管學術經(jīng)歷與企業(yè)創(chuàng)新

變量(1)RD(2)Patent(3)Patenti(4)Patentud(5)RD(6)Patent(7)Patenti(8)PatentudAcademic0.008???(0.001)0.078??(0.031)0.218???(0.030)-0.091??(0.037)————Acaper————0.027???(0.004)0.101(0.108)0.644???(0.106)-0.398???(0.129)Size-0.004???(0.001)0.479???(0.017)0.463???(0.016)0.446???(0.019)-0.004???(0.001)0.480???(0.017)0.467???(0.016)0.444???(0.019)Leverage-0.001(0.001)-0.003(0.003)0.005?(0.003)-0.003(0.004)-0.001(0.001)-0.002(0.003)0.005?(0.003)-0.003(0.004)Cash0.053???(0.005)0.185??(0.088)0.047(0.085)0.328???(0.106)0.053???(0.005)0.197??(0.088)0.056(0.085)0.333???(0.106)Roa-0.014(0.012)1.997???(0.290)1.835???(0.282)1.050???(0.346)-0.014(0.012)2.001???(0.291)1.853???(0.282)1.041???(0.346)Eqinc0.064?(0.034)-4.681???(0.844)-4.255???(0.793)-4.179???(1.051)0.064?(0.034)-4.669???(0.844)-4.243???(0.794)-4.207???(1.051)Growth-0.001??(0.001)-0.067??(0.027)-0.028(0.029)-0.088???(0.034)-0.001??(0.001)-0.065??(0.027)-0.026(0.029)-0.088???(0.033)Tax-0.176???(0.011)-3.450???(0.363)-5.029???(0.357)-1.534???(0.413)-0.177???(0.011)-3.493???(0.363)-5.074???(0.357)-1.543???(0.412)Indep0.004(0.007)0.890???(0.252)0.579??(0.246)1.156???(0.300)0.004(0.007)0.896???(0.252)0.592??(0.246)1.152???(0.300)Big40.005???(0.001)0.182??(0.077)0.297???(0.077)-0.017(0.091)0.006???(0.001)0.187??(0.077)0.310???(0.077)-0.021(0.091)Eage-0.001??(0.001)-0.009???(0.003)-0.004(0.003)-0.014???(0.004)-0.001???(0.001)-0.009???(0.003)-0.004(0.003)-0.014???(0.004)Tage-0.001??(0.001)-0.023???(0.004)-0.010???(0.004)-0.024???(0.004)-0.001???(0.001)-0.023???(0.004)-0.011???(0.004)-0.023???(0.004)Female-0.005(0.003)-0.384???(0.088)-0.413???(0.084)-0.313???(0.106)-0.005(0.003)-0.382???(0.088)-0.405???(0.084)-0.317???(0.106)Returnee0.013???(0.005)0.632???(0.148)0.603???(0.150)0.440???(0.172)0.015???(0.005)0.655???(0.148)0.631???(0.150)0.441???(0.172)截距項0.134???(0.010)-7.116???(0.407)-7.587???(0.392)-7.486???(0.470)0.133???(0.010)-7.126???(0.408)-7.619???(0.393)-7.471???(0.471)年度固定效應YesYesYesYesYesYesYesYes行業(yè)固定效應YesYesYesYesYesYesYesYes觀測值8 8227 1987 1987 1988 8227 1987 1987 198調(diào)整R20.3390.2200.2490.1400.3370.2190.2470.140

注：括號內(nèi)數(shù)字為標準誤差；***表示變量在1%的水平上顯著；**表示變量在5%的水平上顯著；*表示變量在10%的水平上顯著。

(二)高管學術經(jīng)歷與企業(yè)創(chuàng)新主回歸結果分析

表3報告了高管學術經(jīng)歷對企業(yè)創(chuàng)新影響的主要回歸結果，其中列(1)—列(4)回歸的自變量為Academic，列(5)—列(8)列回歸的自變量為Acaper。由列(1)和列(5)可見，高管學術經(jīng)歷對于RD在1%水平上顯著正向影響，假設1得到驗證。列(2)和列(6)可以看出，高管學術經(jīng)歷對于Patent影響的系數(shù)均為正，但顯著性不同，原因在于高管學術經(jīng)歷對于實質性創(chuàng)新產(chǎn)出和策略性創(chuàng)新產(chǎn)出的影響不同，如列(3)、(4)、(7)、(8)所示，高管學術經(jīng)歷與實質性創(chuàng)新產(chǎn)出Patenti在1%水平上顯著正相關，而與策略性創(chuàng)新產(chǎn)出Patentud則顯著負相關，假設2得到驗證。分析其原因可能是學術背景高管的高度專業(yè)性和科研經(jīng)歷使其更愿意投資給能為經(jīng)濟和社會帶來一定“質變”的實質性創(chuàng)新，并且在進行項目選擇時學術背景高管的高度謹慎性又使其不愿意“浪費”企業(yè)有限的資金投資到意義不大的策略性創(chuàng)新項目中。隨著高管隊伍中具有學術經(jīng)歷高管人數(shù)越多，學術高管越具有話語權，高管團隊越容易達成創(chuàng)新共識，能夠做出高效的創(chuàng)新決策，因此這種現(xiàn)象越顯著。

在高管背景特征控制變量中，高管團隊平均年齡Tage與創(chuàng)新投入、創(chuàng)新產(chǎn)出均在1%水平上顯著負相關，說明高管團隊平均年齡越大，對于創(chuàng)新的激勵作用越??；海歸高管占比Returnee與創(chuàng)新投入、創(chuàng)新產(chǎn)出均在1%水平上顯著正相關，說明高管團隊中海歸背景高管人數(shù)越多，越有利于激發(fā)企業(yè)創(chuàng)新行為。

表4 企業(yè)規(guī)模、高管學術經(jīng)歷與企業(yè)創(chuàng)新

分組大企業(yè)小企業(yè)大企業(yè)小企業(yè)大企業(yè)小企業(yè)大企業(yè)小企業(yè)變量RDRDPatentPatentPatentiPatentiPatentudPatentudAcademic0.005???(0.001)0.010???(0.002)0.386???(0.069)-0.020(0.034)0.491???(0.066)0.137???(0.033)0.196??(0.079)-0.188???(0.041)Acaper0.021???(0.006)0.028???(0.005)1.124???(0.328)-0.182?(0.110)1.766???(0.306)0.327???(0.113)0.451(0.361)-0.654???(0.134)ControlsYesYesYesYesYesYesYesYes年度固定效應YesYesYesYesYesYesYesYes行業(yè)固定效應YesYesYesYesYesYesYesYesChow-0.004??0.210???Test-0.0061.019???

注：括號內(nèi)數(shù)字為標準誤差；***表示變量在1%的水平上顯著；**表示變量在5%的水平上顯著；*表示變量在10%的水平上顯著。

(三)企業(yè)異質性調(diào)節(jié)作用回歸結果分析

1.企業(yè)規(guī)模：熊彼特假說與領導力理論的相反效應

本文按照樣本企業(yè)總資產(chǎn)均值將樣本分為大企業(yè)組和小企業(yè)組，從而比較不同規(guī)模的企業(yè)中，高管學術經(jīng)歷對于企業(yè)創(chuàng)新的影響是否會由于企業(yè)壟斷屬性而存在差異。表4為企業(yè)規(guī)模調(diào)節(jié)效應回歸結果。在大企業(yè)組和小企業(yè)組中，高管學術經(jīng)歷變量Academic和Acaper對于RD均在1%水平上顯著正向影響，其中小企業(yè)組的回歸系數(shù)(0.010和0.028)相比大企業(yè)組回歸系數(shù)(0.005和0.021)較大。進一步采用chow檢驗來比較兩組的系數(shù)是否存在顯著差異，可以看出，在自變量為Academic時，兩組回歸系數(shù)在5%水平上具有顯著差異，但當自變量為Acaper時，兩組回歸系數(shù)無顯著差異。原因在于小企業(yè)組中領導者與下屬溝通更加頻繁，較少出現(xiàn)信息傳遞過程中信息扭曲的現(xiàn)象，當企業(yè)開始雇傭具有學術經(jīng)歷的高管時，該高管對于創(chuàng)新的高度重視能夠給企業(yè)帶來新的關注點，其創(chuàng)新行為能夠更順利的在企業(yè)內(nèi)部得以實施，使得小企業(yè)創(chuàng)新投入具有更大的增長幅度，符合領導者理論內(nèi)容，部分驗證假設3b。

從創(chuàng)新產(chǎn)出的角度來看，不同的企業(yè)規(guī)模對于高管學術經(jīng)歷與創(chuàng)新產(chǎn)出關系的影響截然不同：在大企業(yè)組中，高管學術經(jīng)歷與Patent在1%水平上顯著正相關，系數(shù)分別為0.386和1.124。而在小企業(yè)組中，高管學術經(jīng)歷對于Patent的影響分別為不顯著和在10%水平上負顯著。按照創(chuàng)新動機進一步分析這種現(xiàn)象的原因，可以發(fā)現(xiàn)，大企業(yè)組和小企業(yè)組的高管學術經(jīng)歷與實質性創(chuàng)新產(chǎn)出Patenti均在1%水平上顯著正相關，且從chow檢驗結果能夠看出大企業(yè)組回歸系數(shù)顯著大于小企業(yè)組。對于策略性創(chuàng)新產(chǎn)出Patentud來說，大企業(yè)組表現(xiàn)的較為重視，而小企業(yè)組中高管學術經(jīng)歷與策略性創(chuàng)新產(chǎn)出在1%水平上顯著負相關。其原因在于規(guī)模較小的企業(yè)迫于資金短缺壓力，具有學術經(jīng)歷的高管在進行創(chuàng)新決策時必須要更加謹慎，更傾向于選擇具有重大影響且能給企業(yè)帶來重要收益的實質性創(chuàng)新項目。規(guī)模較大的企業(yè)一方面具有資金優(yōu)勢和市場力量優(yōu)勢，能夠保證其創(chuàng)新產(chǎn)出的順利實現(xiàn)；另一方面，作為行業(yè)的領先企業(yè)，在得到政府政策支持的同時，規(guī)模較大企業(yè)也承擔著政府策略性創(chuàng)新產(chǎn)出要求的壓力。創(chuàng)新產(chǎn)出的實證結論符合熊彼特假說，假設3a得到部分驗證。

2.負債水平：投資扭曲假說

參考易靖韜等的做法，以樣本資產(chǎn)負債率均值為分組標準，將不低于均值的企業(yè)劃分為財務擴張組，低于均值的企業(yè)劃分為非財務擴張組，通過分組回歸來研究高管學術經(jīng)歷與創(chuàng)新的關系是否會因為投資扭曲而發(fā)生變化。表5報告了企業(yè)債務水平調(diào)節(jié)作用回歸結果。由表5可見，無論是財務擴張組還是非財務擴張組，高管學術經(jīng)歷與RD均在1%水平上顯著正相關。chow檢驗結果顯示財務擴張組相比非財務擴張組回歸系數(shù)更大且兩組在1%水平上具有顯著差異，原因可能是財務擴張組相對于非財務擴張組具有絕對的資金優(yōu)勢，而資金是創(chuàng)新投入的源泉，因此在財務擴張組中具有學術經(jīng)歷高管對于企業(yè)創(chuàng)新投入增長的影響幅度更大。

在創(chuàng)新產(chǎn)出方面，Academic對于創(chuàng)新產(chǎn)出Patent和實質性創(chuàng)新產(chǎn)出Patenti的影響存在顯著差異，非財務擴張組創(chuàng)新產(chǎn)出Patent和實質性創(chuàng)新產(chǎn)出Patenti系數(shù)分別為0.087和0.226，且均在1%水平上顯著，而財務擴張組卻不顯著。Acaper與實質性創(chuàng)新產(chǎn)出Patenti在財務擴張組和非財務擴張組均顯著為正，但在非財務擴張組中顯著性更強。由此可見，非財務擴張組中，高管學術經(jīng)歷對企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出和實質性創(chuàng)新產(chǎn)出的激勵作用更顯著，假設4得到部分驗證。Academic和Acaper對于策略性創(chuàng)新產(chǎn)出Patentud均具有顯著負向影響，但財務擴張組負向影響更為顯著，其原因可能在于高管學術經(jīng)歷使其具有很高的道德素質水平，其不愿意以犧牲債權人利益來獲得影響較小的策略性創(chuàng)新產(chǎn)出。

表5 負債水平、高管學術經(jīng)歷與企業(yè)創(chuàng)新

分組財務擴張非財務擴張財務擴張非財務擴張財務擴張非財務擴張財務擴張非財務擴張變量RDRDPatentPatentPatentiPatentiPatentudPatentudAcademic0.020???(0.002)0.007???(0.001)-0.062(0.082)0.087???(0.033)0.103(0.085)0.226???(0.032)-0.355???(0.103)-0.069?(0.040)Acaper0.083???(0.011)0.020???(0.005)0.001(0.297)0.100(0.115)0.608??(0.301)0.637???(0.113)-1.079???(0.372)-0.344??(0.138)ControlsYesYesYesYesYesYesYesYes年度固定效應YesYesYesYesYesYesYesYes行業(yè)固定效應YesYesYesYesYesYesYesYesChow0.013???Test0.064???

注：括號內(nèi)數(shù)字為標準誤差；***表示變量在1%的水平上顯著；**表示變量在5%的水平上顯著；*表示變量在10%的水平上顯著。

五、穩(wěn)健性檢驗

(一)替換變量和選擇計量模型

替換變量和選擇不同的計量模型是穩(wěn)健性檢驗中最常考慮的兩種情況，為此本文進行了以下三個方面檢驗：(1)替換高管團隊界定，參考文獻通用做法，將高管范圍僅限于CEO，即高管學術經(jīng)歷定義為CEO學術經(jīng)歷(CEOaca)；(2)替換創(chuàng)新變量，創(chuàng)新投入變量用研發(fā)支出與賬面總資產(chǎn)比值(RDa)替換研發(fā)支出與主營業(yè)務收入比值，創(chuàng)新產(chǎn)出變量用無形資產(chǎn)與總資產(chǎn)比值(Intang)替換公司年度專利申請數(shù)；(3)選擇不同的計量模型，考慮到因變量專利數(shù)為非負整數(shù)，可以使用泊松回歸和負二項回歸模型分析。

由表6的第一部分可見，替換高管團隊界定和替換創(chuàng)新變量均不會影響實證結果。表6的第二部分也可以看出，采用泊松回歸和負二項回歸的結果與原回歸結果的系數(shù)符號和顯著性水平基本一致。由此可以證明，高管學術經(jīng)歷對于創(chuàng)新投入、實質性創(chuàng)新產(chǎn)出均呈顯著正向影響，而對于策略性創(chuàng)新產(chǎn)出則呈顯著負向影響。

表6 替換變量和模型穩(wěn)健性檢驗

替換變量穩(wěn)健性檢驗變量RDPatentPatentiPatentudRDaIntangCEOaca0.010???(0.002)0.144???(0.043)0.235???(0.042)0.075(0.053)0.002???(0.001)0.007???(0.002)Academic————0.002???(0.001)0.004???(0.001)Acaper————0.008???(0.001)0.007???(0.002)選擇計量模型穩(wěn)健性檢驗模型選擇泊松回歸負二項回歸變量PatentPatentiPatentudPatentPatentiPatentudAcademic0.026??(0.011)0.114???(0.016)-0.054???(0.020)0.026??(0.011)0.114???(0.016)-0.054???(0.020)Acaper0.028(0.041)0.338???(0.054)-0.251???(0.074)0.028(0.041)0.338???(0.054)-0.251???(0.074)

注：括號內(nèi)數(shù)字為標準誤差；***表示變量在1%的水平上顯著；**表示變量在5%的水平上顯著；*表示變量在10%的水平上顯著。

(二)內(nèi)生性檢驗

本文通過實證研究結果發(fā)現(xiàn)高管學術經(jīng)歷對企業(yè)創(chuàng)新投入、實質性創(chuàng)新產(chǎn)出具有顯著正向影響，但是數(shù)據(jù)結果可能存在另外兩種解釋：(1)反向因果：擁有較多創(chuàng)新機會、創(chuàng)新績效良好的企業(yè)由于創(chuàng)新需要選擇具有學術經(jīng)歷的高管；(2)前人栽樹，后人乘涼：創(chuàng)新探索過程和創(chuàng)新成果實現(xiàn)一般較為漫長，學術經(jīng)歷高管增加創(chuàng)新產(chǎn)出很可能是收獲了前任管理者創(chuàng)新的成果。為排除以上兩種解釋，本文參考張信東和吳靜[18]的做法，采取以下措施：(1)逐步剔除學術經(jīng)歷高管中任期不足1年、不足2年和不足3年的樣本進行重新檢驗；(2)將高管學術經(jīng)歷變量分別滯后1期、滯后2期后重新檢驗。通過措施(1)可以消除企業(yè)為了激勵創(chuàng)新而主動選擇學術經(jīng)歷高管的可能性，原因在于企業(yè)的發(fā)展機會和創(chuàng)新需求是受其動態(tài)的競爭環(huán)境、政策導向和戰(zhàn)略資源影響的，而學術背景高管的特征具有持久性的特點，因此企業(yè)為抓住創(chuàng)新機會而主動任命學術經(jīng)歷高管的現(xiàn)象在高管任命初期最為明顯。同時措施(1)和措施(2)也在一定程度上考察了高管任職一段時間后企業(yè)創(chuàng)新的變化。為了驗證措施(1)和措施(2)，本文分別進行了24次和16次回歸，回歸結果如表7所示：措施(1)和措施(2)中高管學術經(jīng)歷變量與創(chuàng)新投入、實質性創(chuàng)新產(chǎn)出均在1%水平上顯著正相關。因此可以說明本文實證結論不受上述內(nèi)生性影響。

表7 內(nèi)生性檢驗主要變量回歸結果

逐步剔除學術背景高管任期不足3年樣本檢驗樣本整理標準變量RDPatentPatentiPatentud剔除學術背景高管任期不足1年Academic_10.007???(0.001)0.086???(0.030)0.182???(0.029)-0.048(0.036)Acaper_10.020???(0.003)0.142(0.102)0.500???(0.098)-0.241??(0.123)剔除學術背景高管任期不足2年Academic_20.008???(0.001)0.061?(0.033)0.151???(0.032)-0.061(0.039)Acaper_20.022???(0.004)0.094(0.111)0.417???(0.108)-0.275??(0.136)剔除學術背景高管任期不足3年Academic_30.010???(0.001)0.071?(0.037)0.165???(0.036)-0.050(0.044)Acaper_30.001???(0.001)0.002(0.001)0.005???(0.098)-0.003(0.002)將自變量滯后檢驗樣本整理標準變量RDPatentPatentiPatentud將自變量滯后1期L1Academic0.008???(0.001)0.057?(0.035)0.202???(0.033)-0.110???(0.041)L1Acaper0.027???(0.005)0.035(0.119)0.564???(0.116)-0.403???(0.142)將自變量滯后2期L2Academic0.007???(0.001)0.042(0.040)0.206???(0.039)-0.118???(0.048)L2Acaper0.023???(0.006)-0.027(0.135)0.500???(0.132)-0.393??(0.160)

注：括號內(nèi)數(shù)字為標準誤差；***表示變量在1%的水平上顯著；**表示變量在5%的水平上顯著；*表示變量在10%的水平上顯著。

六、進一步研究：產(chǎn)業(yè)政策、高管學術經(jīng)歷與企業(yè)創(chuàng)新

產(chǎn)業(yè)政策是一系列對產(chǎn)業(yè)發(fā)展存在重要影響的安排和制度的總和，其通過提高產(chǎn)業(yè)綜合資源整合能力，形成產(chǎn)業(yè)整體競爭優(yōu)勢，從而實現(xiàn)經(jīng)濟結構轉型升級和促進經(jīng)濟增長的重要手段。產(chǎn)業(yè)政策體現(xiàn)了政府引領投資的方向，得到產(chǎn)業(yè)政策支持的行業(yè)，其行業(yè)準入限制較為寬松，行政審批速度較快，稅收優(yōu)惠和財政補貼力度較大。產(chǎn)業(yè)政策同樣也將推動產(chǎn)業(yè)蛻變與產(chǎn)生轉型[41]。陸正飛和韓非池(2013)[42]以1994—2010年A股上市公司為研究樣本，發(fā)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)政策能夠通過投資機會路徑影響企業(yè)現(xiàn)金持有水平，得到產(chǎn)業(yè)政策支持的企業(yè)具有相對較高的現(xiàn)金持有水平。持有充足的現(xiàn)金是企業(yè)開展創(chuàng)新行為的重要保障，因此，產(chǎn)業(yè)政策也可能在一定程度上影響企業(yè)的創(chuàng)新決策和創(chuàng)新能力。本文參考陸正飛和韓非池、祝繼高等(2015)[43]的方法，采用“五年計劃”中關于行業(yè)的發(fā)展規(guī)劃來衡量產(chǎn)業(yè)政策。本文樣本數(shù)據(jù)涉及《中共中央關于制定國民經(jīng)濟和社會發(fā)展第十一個五年規(guī)劃的建議》(2006-2010年)和《中共中央關于制定國民經(jīng)濟和社會發(fā)展第十二個五年規(guī)劃的建議》(2011-2015年)。根據(jù)規(guī)劃內(nèi)容，將上市公司所屬行業(yè)分為產(chǎn)業(yè)政策重點支持和明確鼓勵發(fā)展的行業(yè)和非產(chǎn)業(yè)政策重點支持和明確鼓勵發(fā)展的行業(yè)。

由表8對產(chǎn)業(yè)政策進行分組回歸，結果可見：無論是否為產(chǎn)業(yè)政策支持企業(yè)，高管學術經(jīng)歷均對RD具有顯著正向影響，進一步Chow檢驗發(fā)現(xiàn)，在產(chǎn)業(yè)政策支持組，這一正向影響作用更強烈；從創(chuàng)新產(chǎn)出角度來看，產(chǎn)業(yè)政策支持組和非產(chǎn)業(yè)政策支持組中，高管學術經(jīng)歷均對企業(yè)實質性創(chuàng)新產(chǎn)出Patenti具有顯著正向影響，Chow檢驗表明，在產(chǎn)業(yè)政策支持組，這一正向影響作用更強烈；在非產(chǎn)業(yè)政策支持組中，高管學術經(jīng)歷對策略性創(chuàng)新產(chǎn)出Patentud具有顯著負向影響，而在產(chǎn)業(yè)政策支持組中負向影響并不顯著。由此可見，產(chǎn)業(yè)政策在一定程度上影響了高管學術經(jīng)歷與企業(yè)創(chuàng)新的關系。

表8 產(chǎn)業(yè)政策、高管學術經(jīng)歷與企業(yè)創(chuàng)新

分組產(chǎn)業(yè)政策支持非產(chǎn)業(yè)政策支持產(chǎn)業(yè)政策支持非產(chǎn)業(yè)政策支持產(chǎn)業(yè)政策支持非產(chǎn)業(yè)政策支持產(chǎn)業(yè)政策支持非產(chǎn)業(yè)政策支持變量RDRDPatentPatentPatentiPatentiPatentudPatentudAcademic0.012???(0.002)0.002??(0.001)0.116???(0.039)0.021(0.047)0.213???(0.038)0.233???(0.048)-0.027(0.046)-0.196???(0.057)Acaper0.033???(0.006)0.011???(0.004)0.199(0.132)-0.040(0.177)0.572???(0.130)0.863???(0.177)-0.183(0.157)-0.797???(0.206)Chow0.009???0.167??Test0.022???0.601??

注：括號內(nèi)數(shù)字為標準誤差；***表示變量在1%的水平上顯著；**表示變量在5%的水平上顯著；*表示變量在10%的水平上顯著。

七、主要研究結論

技術創(chuàng)新已經(jīng)成為提高企業(yè)競爭力的核心戰(zhàn)略。盡管現(xiàn)有文獻已較多地討論了高管背景對于企業(yè)創(chuàng)新的影響，但極少有文獻涉及高管學術經(jīng)歷的研究。本文以2008-2014年A股上市公司為樣本，實證研究了高管學術經(jīng)歷對企業(yè)創(chuàng)新的影響，同時導入企業(yè)異質性以擴展線性研究框架。本文主要發(fā)現(xiàn)，高管學術經(jīng)歷能夠顯著提高企業(yè)創(chuàng)新投入和實質性創(chuàng)新產(chǎn)出，但對于策略性創(chuàng)新產(chǎn)出反而具有顯著負向影響。這一結果說明高管的學術經(jīng)歷使得高管具有高度的專業(yè)性和國際化視野，在企業(yè)經(jīng)營管理中更強調(diào)創(chuàng)新的重要性，而其謹慎的態(tài)度又使其在創(chuàng)新行為中僅關注能夠給企業(yè)帶來質變的實質性創(chuàng)新。在檢驗過程中加入企業(yè)異質性調(diào)節(jié)變量后發(fā)現(xiàn)：(1)企業(yè)規(guī)模調(diào)節(jié)：在創(chuàng)新投入上，大企業(yè)組和小企業(yè)組高管學術經(jīng)歷與創(chuàng)新投入均呈顯著正相關；但在創(chuàng)新產(chǎn)出上，大企業(yè)組高管學術經(jīng)歷更能促進創(chuàng)新產(chǎn)出的提高；(2)負債水平調(diào)節(jié)：在創(chuàng)新投入上，財務擴張組和非財務擴張組高管學術經(jīng)歷與創(chuàng)新投入均呈顯著正相關，但在創(chuàng)新產(chǎn)出上，非財務擴張組高管學術經(jīng)歷更能促進創(chuàng)新產(chǎn)出、實質性創(chuàng)新產(chǎn)出的提高。

本文研究了高管學術經(jīng)歷對于企業(yè)創(chuàng)新的影響，有利于深入理解中國企業(yè)管理與經(jīng)濟發(fā)展問題，同時對于公司高管人才的選聘具有重要的啟示作用。企業(yè)創(chuàng)新行為是其獲取持續(xù)競爭力的主要源泉，但由于創(chuàng)新具有周期長、風險大的特點，使得很多企業(yè)在創(chuàng)新的道路上步履維艱。近年來，各級政府和國家不斷推出鼓勵科研人員到企業(yè)中兼職、脫產(chǎn)或自主創(chuàng)業(yè)的政策，目的在于推動科研成果轉化、提高企業(yè)創(chuàng)新能力。因此，企業(yè)可根據(jù)自身特性合理選擇具有學術經(jīng)歷的管理決策者，充分利用其高度專業(yè)性和謹慎性態(tài)度，以促進企業(yè)創(chuàng)新績效的提高。

由于客觀原因，本文也存在一定的局限性：由于數(shù)據(jù)來源限制，管理層背景層面控制變量沒有考慮管理層教育專業(yè)變量；同時，管理層背景信息主要來自公司年報中的披露，因此獲取的信息不完全且沒有絕對統(tǒng)一的標準。以上局限性都可能會在一定程度上影響本文的研究結論。