沈 偉，朱音楠

（安徽電子信息職業(yè)技術學院，安徽 蚌埠233000）

一、引言

創(chuàng)新作為經(jīng)濟增長的關鍵因素，不僅可以改進生產(chǎn)方式，提高生產(chǎn)效率，而且可以發(fā)展新技術，生產(chǎn)新產(chǎn)品，從而推動經(jīng)濟的持續(xù)增長。而企業(yè)作為微觀經(jīng)濟主體，在國家創(chuàng)新發(fā)展戰(zhàn)略中發(fā)揮著重要作用，雖然近年來企業(yè)研發(fā)投入不斷增加，但企業(yè)整體創(chuàng)新能力仍然較弱。因此，如何提高企業(yè)的創(chuàng)新能力和創(chuàng)新水平，推動國家創(chuàng)新驅動發(fā)展戰(zhàn)略的順利進行，對于促進我國經(jīng)濟保持持續(xù)、健康快速發(fā)展至關重要。

管理者作為企業(yè)最重要的參與者，對企業(yè)日常經(jīng)營及重大決策的制定起著決定作用，而企業(yè)創(chuàng)新作為一項有助于提升企業(yè)競爭力和價值的活動，其順利進行會在很大程度上受到公司管理層的影響。Hambrick等（1984）提出的“高層梯隊理論”認為，創(chuàng)新戰(zhàn)略會受到公司管理者的有限理性和認知模式的制約[1]；管理者的能力與企業(yè)創(chuàng)新顯著正相關，管理者能力越強，越能促進企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出[2]；我國學者唐清泉和甄麗明（2009）以我國上市公司為考察對象，也得出類似的結論[3]；有研究認為公司的創(chuàng)新決策會受到公司管理層某些個人背景特征的影響，企業(yè)管理者過度自信行為能夠通過抑制管理者偏好，使企業(yè)擁有更高的技術創(chuàng)新水平[4]。從管理者激勵角度研究管理者對企業(yè)創(chuàng)新的影響，陳華東（2016）以管理者任期為研究對象，研究發(fā)現(xiàn)管理者股權激勵對企業(yè)創(chuàng)新具有顯著的促進作用[5]。已有研究主要是從管理者的某些背景特征、管理者過度自信以及管理者激勵等角度，研究了管理者與企業(yè)創(chuàng)新層面的關系，鮮有文獻從管理者能力這個角度來考察管理者與企業(yè)創(chuàng)新關系。那么，管理者能力的高低是否會對企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)生影響？在我國特殊的制度環(huán)境下，企業(yè)面臨的內外部信息環(huán)境各不相同，而管理者能力在不同信息環(huán)境下對企業(yè)創(chuàng)新的影響是否會產(chǎn)生不同的表現(xiàn)呢？

為了回答上述問題，本文選取2010—2018年我國A股上市公司為對象，考察管理層能力對企業(yè)創(chuàng)新的影響，并進一步考察公司的內外部信息環(huán)境對二者之間關系的影響。

二、理論分析與研究假設

（一）管理層能力與企業(yè)創(chuàng)新

管理層作為企業(yè)寶貴的人力資源，對企業(yè)的日?；顒雍屯顿Y決策有著重要的影響。創(chuàng)新是企業(yè)降低成本和保持競爭優(yōu)勢的主要驅動力，企業(yè)創(chuàng)新活動的開展自然離不開管理層的影響。企業(yè)的創(chuàng)新活動可以大致分為創(chuàng)新投入、創(chuàng)新實現(xiàn)等四個階段。在企業(yè)創(chuàng)新投入階段之前，能力強的管理層相較于能力弱的管理層，有著更高的學習和信息整合能力，從而善于抓住創(chuàng)新機會，提出各種創(chuàng)新方案和構思，這是企業(yè)開展創(chuàng)新活動的前提。在企業(yè)進入創(chuàng)新投入階段，由于企業(yè)內外部信息不對稱，融資約束難度增加，資金流受限，導致企業(yè)沒有足夠的資金支持企業(yè)創(chuàng)新活動。張璇等（2017）研究發(fā)現(xiàn)融資約束能夠顯著地抑制企業(yè)的研發(fā)參與和研發(fā)投資密度，管理層能力可以在一定程度上緩解企業(yè)內外部間的信息不對稱，使企業(yè)可以為進行創(chuàng)新活動融得更多的資源[6]。Baik等（2011）研究發(fā)現(xiàn)，CEO能力與管理層盈利預測之間正相關，說明管理層能力越高，信息不對稱程度越低。此外，管理層能力可以作為一種信號傳遞，增加公司信息透明度。因此，管理層能力越高，企業(yè)越容易籌到創(chuàng)新所需要的資源，并且能力高的管理層越能實現(xiàn)企業(yè)創(chuàng)新資源的整合，進而促進企業(yè)創(chuàng)新活動的順利進行[7]。在企業(yè)創(chuàng)新實現(xiàn)階段，能力強的管理層往往有著出色的組織協(xié)調能力和團隊管理能力，管理者能夠實現(xiàn)企業(yè)內部研發(fā)、生產(chǎn)等部門的有效協(xié)作，推動技術和市場需求的有機結合，顯著增強企業(yè)創(chuàng)新戰(zhàn)略柔性[8]?；谏鲜龇治觯岢黾僭O1。

H1：其他條件一定的情況下，管理層能力與企業(yè)創(chuàng)新之間的關系顯著正相關，即管理層能力越強，企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出越多。

（二）管理層能力、信息環(huán)境與企業(yè)創(chuàng)新

創(chuàng)新活動的開展需要企業(yè)投入大量的資源，如資金、人才、設備等，然而，由于現(xiàn)代企業(yè)存在著較為嚴重的代理問題，使得企業(yè)內、外部之間存在著信息不對稱問題，導致企業(yè)面臨融資成本高、融資難等難題。企業(yè)進行創(chuàng)新需要投入大量的資源，這就會造成企業(yè)因融資困難而引起創(chuàng)新投入不足[6]。因此，如何提高信息質量，緩解企業(yè)內外部信息不對稱程度，這是企業(yè)需要考慮的重中之重。而盈余質量作為衡量企業(yè)內部信息質量的一個重要指標，可以為管理層在作出決策時提供有用的財務與非財務方面的信息，因此，盈余質量越好的企業(yè)，其內部信息環(huán)境也越好?；诖?，本文用盈余質量來衡量企業(yè)內部信息環(huán)境。當盈余質量越高時，即內部信息環(huán)境越好時，意味著企業(yè)信息質量越好，信息不對稱程度較低，大大降低了公司面臨的融資約束，企業(yè)可以更容易地籌集到所需資金[9]，此時，能力強的管理層在緩解信息不對稱問題的作用上，并不是那么明顯；當內部信息環(huán)境較差時，企業(yè)與外部投資者之間的信息不對稱程度加深，出于風險的考慮，外部投資者可能會要求更高的回報或者減少對企業(yè)的相關投資，此時企業(yè)無法獲取進行創(chuàng)新活動所需的各種資源。而能力強的管理層本身具有信號傳遞的功能，不僅可以向外界傳遞出企業(yè)經(jīng)營能力強的信號，增加了外部投資者的信心，而且還可以在一定程度上緩解信息不對稱，提高信息質量。這就降低了企業(yè)面臨融資約束的可能性，從而使得企業(yè)更容易地籌集到創(chuàng)新投入所需的資源，進而促進企業(yè)創(chuàng)新活動的順利開展?；诖?，相較于內部信息環(huán)境較好時，管理層能力與企業(yè)創(chuàng)新之間的關系在內部信息環(huán)境較差時更加明顯?；谝陨戏治?，提出假設2。

H2：其他條件一定的情況下，企業(yè)內部信息環(huán)境較差時，管理層能力與企業(yè)創(chuàng)新間的正相關關系越顯著。

由于企業(yè)創(chuàng)新活動具有專業(yè)性強和不確定性大等特征，可能會加劇企業(yè)信息不對稱程度，加大融資約束問題，造成企業(yè)籌集資金難度，這可能導致企業(yè)有時因缺少創(chuàng)新投入資金而不得不放棄創(chuàng)新投資。此外，在創(chuàng)新活動過程中，由于管理層擁有較大的自主權，容易產(chǎn)生代理問題，因此，需要一種有效的機制來解決上述問題。分析師作為一種信息中介和有效的外部治理機制，在一定程度上能夠改善企業(yè)的外部信息環(huán)境。Beyer等（2010）研究發(fā)現(xiàn)分析師跟蹤人數(shù)和外部信息環(huán)境息息相關，分析師跟蹤人數(shù)越多的上市公司，外部信息環(huán)境越好，提供的外部信息越豐富[10]。分析師擁有綜合的專業(yè)知識和超強的信息整合處理能力，通過對企業(yè)的持續(xù)關注，可以減少企業(yè)的盈余管理，發(fā)揮一定的監(jiān)督作用。余明桂等（2017）以分析師的關注度與企業(yè)創(chuàng)新為研究對象，研究發(fā)現(xiàn)分析師的關注度與企業(yè)創(chuàng)新顯著正相關，即分析師對企業(yè)的關注度越高，企業(yè)的創(chuàng)新產(chǎn)出越多[11]。因此，本文以分析師跟蹤人數(shù)來衡量企業(yè)外部信息環(huán)境，當管理層面臨的外部信息環(huán)境良好時，即外部分析師跟蹤人數(shù)較多時，一方面分析師團體擁有扎實的專業(yè)知識和信息整合處理能力，一定程度上減輕了企業(yè)外部信息不對稱，削弱了管理層能力促進信息質量的提升作用；另一方面隨著分析師跟蹤人數(shù)的增多，對管理層形成一定的監(jiān)督作用，而企業(yè)創(chuàng)新活動具有很大的不確定性，失敗的風險很大，能力強的管理層為了維護已有的聲譽，不會盲目地進行創(chuàng)新活動。因此，當外部分析師人數(shù)較多時，能力強的管理層在企業(yè)創(chuàng)新方面的作用并不明顯。相反，當分析師跟蹤人數(shù)較少時，能力越強的管理層越能夠提高信息的質量，并且能力強的管理層本身具有信號傳遞的功能，從而可以緩解企業(yè)與外部的信息不對稱，進而使企業(yè)更容易籌集到創(chuàng)新投入所需的資金。據(jù)此，提出假設3。

H3：其他條件一定的情況下，企業(yè)外部信息環(huán)境較差時，管理層能力與企業(yè)創(chuàng)新之間的正相關關系越顯著。

三、研究設計

（一）樣本選取與樣本來源

本文以2010—2018年我國A 股上市公司作為研究對象，選擇2010年作為起始年主要是考慮金融危機給企業(yè)創(chuàng)新活動帶來的沖擊。剔除ST、PT和數(shù)據(jù)缺失的樣本，最終得到了9 501個觀測值。本文涉及的財務數(shù)據(jù)主要來自于國泰安數(shù)據(jù)庫和萬德數(shù)據(jù)庫。為了消除極端值對分析結果的影響，對所有連續(xù)變量進行了1%縮尾（Winsorize）處理。

（二）變量定義

1.被解釋變量

被解釋變量為企業(yè)創(chuàng)新，已有研究廣泛采用創(chuàng)新投入和創(chuàng)新產(chǎn)出來衡量企業(yè)的創(chuàng)新活動，如余明桂等（2017）用專利數(shù)量、發(fā)明專利等來衡量企業(yè)創(chuàng)新[11]。但是，由于在我國專利的申請時間相對較長，當期申請上的專利可能是前期的成果，再加上出于數(shù)據(jù)的可得性，因此選取創(chuàng)新投入（R&D）來衡量企業(yè)創(chuàng)新。

2.解釋變量

（1）管理層能力：解釋變量為管理層能力，其可以揭示出管理層有效地利用企業(yè)各種資源的能力。采用數(shù)據(jù)包絡分析（DEA）的方法，從企業(yè)效率中分離出受管理層影響的部分，即為管理層能力。具體步驟如下：

第一，選擇投入導向的多階段變動規(guī)模DEA模型計算企業(yè)的效率（Efficiency）。本文用營業(yè)收入（Sale）度量企業(yè)產(chǎn)出，營業(yè)成本（Cg）、銷售和管理費用（Sg&A）、固定資產(chǎn)（PPE）、無形資產(chǎn)（Oi）、商譽（Goodwill）和研發(fā)支出（R&D）來衡量企業(yè)產(chǎn)出：

第二，計算管理層能力。運用Tobit回歸模型測算管理層能力指標（MAC），選擇公司規(guī)模（Size）、自由現(xiàn)金流（FCF）、市場份額（Marsh）、業(yè)務復雜性（BHHI）、上市年限（Age）等五個因素，模型回歸得到的殘差即為管理層能力（MA）：

（2）外部信息環(huán)境（WI）：用分析師跟蹤人數(shù)的自然對數(shù)來表示，并依據(jù)行業(yè)年度中位數(shù)分組，若分析師跟蹤人數(shù)大于行業(yè)年度中位數(shù)，表示外部信息環(huán)境較好，則WI取值為1，否則為0。

（3）內部信息環(huán)境（NI）：采用修正的Jones模型估計的操縱性應計盈余來表示，并依據(jù)行業(yè)年度的均值分組，若其小于行業(yè)年度均值，表示內部信息環(huán)境較好，則NI取值為1，否則為0。

3.控制變量

由于企業(yè)創(chuàng)新活動會受到不同因素的影響，因此選取企業(yè)規(guī)模（Size）、資產(chǎn)負債率（Lev）、資產(chǎn)報酬率（Roa）、營業(yè)收入增長率（Grth）、固定資產(chǎn)占比（GD）、現(xiàn)金持有水平（CH）以及兩職兼任（Dual）和董事會規(guī)模（Bord）等指標作為控制變量。其中，Size取資產(chǎn)總額的自然對數(shù)；Lev=負債總額/資產(chǎn)總額；Roa=凈利潤/平均總資產(chǎn)；Grth=本年增加的營業(yè)收入/上年營業(yè)收入；GD=固定資產(chǎn)/總資產(chǎn)；CH=貨幣資金/總資產(chǎn)；Dual，當總經(jīng)理與董事長兩職為同一人取1，否則為0；Bord取董事會人數(shù)的自然對數(shù)。

（三）模型構建

構建如下模型來檢驗上述提出的三個假設，分別考察管理層能力對企業(yè)創(chuàng)新的影響以及內、外部信息環(huán)境是否會對兩者之間關系產(chǎn)生影響。

模型（3）用來檢驗假設1，根據(jù)前面的理論分析，系數(shù)β1預期顯著為正；模型（4）和模型（5）分別用來檢驗假設2和假設3，分別對內、外部信息環(huán)境進行分組，并預期在內部信息環(huán)境較差組系數(shù)δ1和外部信息環(huán)境較差組系數(shù)γ1顯著為正。

四、實證結果與分析

（一）描述性統(tǒng)計

表1 變量描述性統(tǒng)計

表1報告了主要變量的描述性統(tǒng)計結果。其中，樣本企業(yè)的創(chuàng)新投入（R&D）的均值為11.1751，最小值和最大值分別為0和20.7473，標準差為8.4810，說明樣本企業(yè)在創(chuàng)新投入方面存在較為明顯的差異；管理層能力（MAC）的平均值為-0.0269，標準差為0.1637，最小值和最大值分別為-0.7011 和0.1941，表明不同企業(yè)之間的管理層能力水平存在差異；至于信息環(huán)境，外部信息環(huán)境的均值為2.0447，最小值與最大值分別為0.6930和3.7607，兩者相差較大，說明樣本企業(yè)面臨的外部信息環(huán)境存在明顯的差異；而內部信息環(huán)境均值為0.0364，標準差為0.0927，最小值與最大值存在較為明顯的差異，這表明樣本企業(yè)存在不同程度的操控盈余行為，并且差異較為明顯。在控制變量方面，固定資產(chǎn)占比（GD）均值為0.2277，標準差為0.1636，而最小值與最大值相比，具有一定的差距，說明樣本企業(yè)在固定資產(chǎn)方面存在一定的差別。其他變量結果詳見表1。

（二）相關系數(shù)分析

表2 報告了主要變量的Spearman 和Pearson 相關系數(shù)。其中，管理層能力和企業(yè)創(chuàng)新的Spearman 和Pearson相關系數(shù)分別為0.1223和0.1160，且均在1%水平上顯著，說明管理層能力與企業(yè)創(chuàng)新之間的關系顯著正相關，符合假設1的預期，即在其他條件不變的情況下，管理層能力能夠提升企業(yè)創(chuàng)新。外部信息環(huán)境在總樣本中與企業(yè)創(chuàng)新呈現(xiàn)正相關，而內部信息環(huán)境與企業(yè)創(chuàng)新的關系并不顯著，在控制變量中，各個變量與企業(yè)創(chuàng)新的關系也基本符合預期。

（三）實證結果與分析

表3報告了假設1的回歸結果。與第（1）列相比，第（2）列對行業(yè)與年度進行了控制，回歸結果顯示，在沒有加入任何控制變量的情況下，MAC和R&D的回歸系數(shù)為6.0308，并且在1%的水平上顯著正相關；當加入年度和行業(yè)控制變量后，MAC和R&D在10%的水平上同樣顯著正相關。第（3）列列示了除控制年度和行業(yè)外，還控制了其他相關控制變量后，MAC和R&D的回歸系數(shù)為1.1724，并且在1%的水平上顯著正相關?；貧w結果表明不論是否控制變量，管理層能力與企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出顯著正相關，從而假設1得到了驗證。管理層能力是企業(yè)擁有的重要資源，能力強的管理層，不僅具備更高的學習和信息整合能力，善于抓住企業(yè)進行創(chuàng)新的機會，提出各種創(chuàng)新方案的構思，而且可以改善企業(yè)信息環(huán)境，增加信息透明度，緩解融資約束困難，使企業(yè)可以獲取更多的創(chuàng)新活動機會。同時，管理層能力還具有信息傳遞的作用，說明企業(yè)經(jīng)營能力比較好，可以進一步增強外部投資者的信心，從而使企業(yè)獲得更多的創(chuàng)新投入資源。

表2 相關系數(shù)分析結果

表3 管理層能力與企業(yè)創(chuàng)新回歸結果

表4列示了管理層能力、信息環(huán)境與企業(yè)創(chuàng)新之間的回歸結果，其中，第（1）（2）列分別列示了在內部信息環(huán)境差和內部信息環(huán)境好時管理層能力與企業(yè)創(chuàng)新的回歸結果。在內部信息環(huán)境差組，MAC和R&D的回歸系數(shù)為1.5712，并且在5%的水平上顯著正相關；而在內部信息環(huán)境較好組，MAC和R&D的回歸系數(shù)為0.7087，但并不顯著。這表明對于內部信息環(huán)境較差的企業(yè)，能力越強的管理層將越能促進企業(yè)創(chuàng)新投入水平的提高。這是因為當企業(yè)內部信息環(huán)境較差時，企業(yè)與外部投資者之間的信息不對稱程度加劇，外部投資者可能會要求更高的回報率或者減少對企業(yè)的相關投資，此時企業(yè)無法提供進行創(chuàng)新活動所需的各種資源。而能力強的管理層不僅可以向外界傳遞出企業(yè)經(jīng)營能力強的信號，增加了投資者的信心，而且可以在一定程度上緩解信息不對稱，提高信息質量，增加企業(yè)創(chuàng)新活動。因此，假設2也得到了驗證。第（3）（4）列分別列示了外部信息環(huán)境較差時和外部信息環(huán)境較好時，管理層能力與企業(yè)創(chuàng)新的回歸結果。在外部信息環(huán)境較差組，MAC和R&D的回歸系數(shù)為1.5546，并且在5%的水平上顯著正相關；在外部信息環(huán)境較好組，MAC和R&D的回歸系數(shù)為1.0979，小于信息環(huán)境較差時的回歸系數(shù)。此外，在外部環(huán)境較差組，WI和R&D的回歸系數(shù)為0.7203，并且在1%的水平上顯著正相關；而在較好組，WI和R&D的回歸系數(shù)為0.1404，但兩者之間的關系并不顯著。這表明外部信息環(huán)境較差時，即分析師跟蹤人數(shù)較少時，信息不對稱程度越強，管理層能力在一定程度上能緩解企業(yè)與外部的信息不對稱，提高信息質量的作用上越明顯，進而使得企業(yè)容易籌集到創(chuàng)新投入所需資金。而當分析師跟蹤人數(shù)較多時，可以降低企業(yè)內外部信息不對稱程度，提升了企業(yè)信息透明度，使得能力強的管理層在提高信息質量方面作用并不那么明顯。此外，隨著分析師人數(shù)的增多，分析師團體之間的競爭會加大，對管理層形成一定的監(jiān)督作用，由于企業(yè)創(chuàng)新活動具有很大的不確定性，出于維護已有聲譽的考慮，能力強的管理層不會盲目地進行創(chuàng)新活動，以免導致失敗。因此，當外部分析師人數(shù)較多時，能力強的管理層在企業(yè)創(chuàng)新方面的作用并不明顯，假設3也得到驗證。

表4 管理層能力、信息環(huán)境與企業(yè)創(chuàng)新

（四）穩(wěn)健性檢驗

在前面的實證研究中采用R&D投入來衡量企業(yè)創(chuàng)新，為了進一步提高上述檢驗結果的穩(wěn)健性，在此借鑒陳華東（2016）的做法，使用企業(yè)研發(fā)投入占營業(yè)收入總額之比來衡量企業(yè)創(chuàng)新投入水平[5]，并以此對本文的假設進行檢驗，得到的穩(wěn)健性檢驗結果與前文的回歸結果基本一致，進一步證實研究結論比較真實可靠，具體回歸結果如表5所示。

表5 穩(wěn)健性檢驗

五、結論與啟示

以2010—2018年我國A股上市公司為研究對象，探究管理層能力與企業(yè)創(chuàng)新之間的關系以及公司的內外部信息環(huán)境對二者之間關系的影響。研究發(fā)現(xiàn)，管理層能力與企業(yè)創(chuàng)新之間的關系顯著正相關，即能力越強的管理層，企業(yè)的創(chuàng)新產(chǎn)出越高。進一步研究發(fā)現(xiàn)，在不同內部、外部信息環(huán)境下，管理層能力對企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出的作用會產(chǎn)生不同的表現(xiàn)，在內部信息環(huán)境較好時，管理層能力與企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出之間的關系并不顯著，而在內部信息環(huán)境較差時，管理層能力與企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出之間的關系顯著正相關，即當內部信息環(huán)境較差時，能力強的管理層能夠緩解信息不對稱問題，進而促進企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出水平的提高。此外，當外部信息環(huán)境較差時，管理層能力改善了創(chuàng)新活動的融資約束，進而促進了企業(yè)創(chuàng)新，此時管理層能力與企業(yè)創(chuàng)新之間的關系顯著正相關；而當外部信息環(huán)境較好時，管理層能力對企業(yè)創(chuàng)新的影響并不顯著。

管理層能力可以在一定程度上緩解信息不對稱，增加信息透明度，并能緩解企業(yè)融資約束問題，帶來充足的資金流，進而促進企業(yè)創(chuàng)新活動的順利開展。因此，企業(yè)應該建立公正、合理、有效的管理層聘任制度和培養(yǎng)機制，重視管理層能力建設，不斷提升管理層管理水平，選擇適合企業(yè)發(fā)展的管理人員。同時，可以組織管理人員定期參加培訓學習，掌握先進的管理水平，不斷提高他們的綜合能力，更好地為企業(yè)服務。