秦亞玲,王楚明

（上海工程技術(shù)大學(xué),上海 201620）

一、引言

1911 年Schumpeter 提出創(chuàng)新是經(jīng)濟(jì)發(fā)展的根本動(dòng)力,自此創(chuàng)新成為經(jīng)濟(jì)學(xué)熱門詞匯。Daft 把創(chuàng)新分為技術(shù)創(chuàng)新、管理創(chuàng)新,起初創(chuàng)新多集中在研發(fā)、生產(chǎn)、工藝流程等技術(shù)創(chuàng)新方面[1]。20 世紀(jì)80年代,日本通過管理創(chuàng)新取得巨大成功,人們開始重視管理創(chuàng)新。Ray（1989）[2]提出日企在質(zhì)量管理、精益管理不斷改善,是其達(dá)到世界一流水平的關(guān)鍵,他們的質(zhì)量和精準(zhǔn)管理方法得到了廣泛的推廣,形成獨(dú)特的日本式企業(yè)。

芮明杰、常澤修等較早在國內(nèi)提出管理創(chuàng)新概念。至今日,國內(nèi)外學(xué)者對(duì)于管理創(chuàng)新與企業(yè)績效的關(guān)系做出了較多的研究,使用不同的研究方法、對(duì)象以致研究結(jié)果也不盡相同。芮明杰認(rèn)為相比于產(chǎn)權(quán)改革和引入市場競爭,企業(yè)管理架構(gòu)的改革能直接提升國有企業(yè)績效[3]。國企改革政策考量標(biāo)準(zhǔn)從最早關(guān)注意識(shí)形態(tài)合法性到關(guān)注生產(chǎn)效率與經(jīng)營績效,最后演化為關(guān)注依靠創(chuàng)新而非壟斷優(yōu)勢提升國企績效[4]。

國企績效的研究很多,但多為文獻(xiàn)綜述等個(gè)人觀點(diǎn)的簡單總結(jié),有強(qiáng)烈主觀色彩,缺乏國企管理創(chuàng)新與績效關(guān)系的定量研究,且對(duì)管理創(chuàng)新與績效的時(shí)序性未有涉及,為本研究開展提供了機(jī)會(huì)。

二、理論基礎(chǔ)與提出假設(shè)

（一）管理創(chuàng)新的概念

Ray 雖肯定了管理創(chuàng)新在企業(yè)中的重要作用,但未給出明確的管理創(chuàng)新含義[2]。Benghozi 將創(chuàng)新分為管理、市場及技術(shù)創(chuàng)新[5]。Volberda 認(rèn)為管理創(chuàng)新是理念、制度及管理方式的創(chuàng)新,具化了管理創(chuàng)新的內(nèi)容[6]。Birkinshaw 認(rèn)為管理創(chuàng)新是為更好實(shí)現(xiàn)組織目標(biāo),發(fā)明和實(shí)施全新的管理思想或方法[7]。

在國內(nèi)芮明杰較早將管理創(chuàng)新定義為一種更有效的資源整合模式的運(yùn)用[8]。王建民認(rèn)為除技術(shù)創(chuàng)新以外的各種創(chuàng)新都是管理創(chuàng)新[9]。蘇敬勤和林海芬把引進(jìn)型管理創(chuàng)新納入其中,認(rèn)為引進(jìn)非自主創(chuàng)新的管理制度也是管理創(chuàng)新,拓展了國外學(xué)者的管理創(chuàng)新范疇[10]。

（二）管理創(chuàng)新與企業(yè)績效的關(guān)系

研究者對(duì)管理創(chuàng)新對(duì)績效的直接效應(yīng)存在爭議。一部分人從管理創(chuàng)新的采納及實(shí)施層面進(jìn)行了理論及實(shí)證分析,認(rèn)為管理創(chuàng)新能提升管理效率、整合資源,促進(jìn)績效,兩者正相關(guān)[11-12]。有些人則認(rèn)為管理創(chuàng)新只是為了更好地管理員工[13]。林海芬和沈鶴（2014）[14]等指出管理創(chuàng)新對(duì)績效的影響,取決于管理創(chuàng)新方案及其與企業(yè)的適配性,在企業(yè)內(nèi)部的貫徹、實(shí)施。當(dāng)前缺乏對(duì)國企管理創(chuàng)新與績效關(guān)系的定量研究,且對(duì)管理創(chuàng)新對(duì)國企影響的時(shí)序性未有涉及,基于此,提出假設(shè)及結(jié)構(gòu)框架圖如下:

假設(shè)1:2017 年國企管理創(chuàng)新與2017 年績效正向相關(guān)。

假設(shè)2:2017 年國企管理創(chuàng)新與2018 年績效正向相關(guān)。

假設(shè)3:2017 年國企管理創(chuàng)新與2019 年績效正向相關(guān)。

圖1 理論框架圖

三、研究設(shè)計(jì)

（一）數(shù)據(jù)來源與實(shí)證方法

本文選擇上市國企為樣本,從國泰安數(shù)據(jù)庫取得其2016—2019 年的財(cái)務(wù)數(shù)據(jù),剔除數(shù)據(jù)不全及具有明顯異常值的樣本,共得到144 個(gè)樣本,使用excel 及spss 作為數(shù)據(jù)分析的工具。

（二）變量度量

1.因變量:企業(yè)績效（ROE）。現(xiàn)有文獻(xiàn)中,企業(yè)績效的衡量指標(biāo)有凈資產(chǎn)收益率（ROE）、總資產(chǎn)報(bào)酬率（ROA）、每股收益（EPS）和托賓Q。本文借鑒Eroglu（2011）[15]對(duì)企業(yè)績效的研究,選取ROE作為企業(yè)績效的衡量指標(biāo);在穩(wěn)健性檢驗(yàn)中,選取ROA作為因變量。

2.自變量:管理創(chuàng)新（MI）。借鑒王鐵男和涂云咪（2012）[16]用管理效率、運(yùn)營效率、營銷效率綜合評(píng)價(jià)管理創(chuàng)新。管理效率（ME）、運(yùn)營效率（OE）、營銷效率（SE）分別為主營業(yè)務(wù)收入與管理費(fèi)用、平均資產(chǎn)、銷售費(fèi)用的比值。通過三者相關(guān)性分析,得到變量兩兩之間的相關(guān)系數(shù)γij,由Ri=,計(jì)算第i個(gè)變量對(duì)其他各變量整體的影響,再由計(jì)算第i個(gè)變量的權(quán)重管理效率λ1=0.3631,運(yùn)營效率λ2=0.3751,市場營銷效率λ3=0.2618,用加權(quán)平均法計(jì)算管理創(chuàng)新MI,即MI=0.3631×ME+0.3751×OE+0.2618×SE（ME、OE、SE均標(biāo)準(zhǔn)化）。

（三）研究模型

通過構(gòu)建回歸模型,實(shí)證分析管理創(chuàng)新與企業(yè)績效的關(guān)系,模型如下:

其中α0β0θ0為常數(shù),α1β1θ1為自變量因變量關(guān)系的系數(shù),α2-4β2-4θ2-4為控制變量與因變量的系數(shù),ε1ε2ε3為誤差。

表1 變量含義

四、實(shí)證分析

（一）描述性統(tǒng)計(jì)與相關(guān)性分析

本文對(duì)各變量的描述性統(tǒng)計(jì)和相關(guān)性分析如表2,ROE三年均值為0.49、0.88、0.78 波動(dòng)上升,標(biāo)準(zhǔn)差為0.326、0.116、0.108 逐步下降,國企總體績效一般,企業(yè)差距逐步縮小,亟待新的管理制度提升。MI均值過小,標(biāo)準(zhǔn)差為0.644,國企管理創(chuàng)新能力弱,企業(yè)間管理創(chuàng)新能力差距大。且MI與ROE1、ROE2顯著正相關(guān),與ROE3相關(guān)性不顯著,符合假設(shè)1、2,與假設(shè)3 不符。

表2 變量描述性統(tǒng)計(jì)和相關(guān)性分析

（二）回歸分析

進(jìn)一步對(duì)各變量回歸分析。如表3 所示:模型1、模型3、模型5 分別為控制變量對(duì)2017 年、2018年、2019 年績效的回歸,模型2、模型4、模型6 為控制變量和自變量對(duì)2017 年、2018 年、2019 年績效的回歸。由模型1 得,2017 年資產(chǎn)負(fù)債率與2017年績效顯著負(fù)相關(guān)（β=-0.492,P＜0.01）。模型2的主效應(yīng)回歸顯示2017 年管理創(chuàng)新與2017 年績效呈顯著正相關(guān)（β=0.113,P＜0.01）,假設(shè)1 成立。模型3 的顯示,2018 年企業(yè)規(guī)模、企業(yè)成長性、資產(chǎn)負(fù)債率與2018 年績效不顯著相關(guān)。模型4 的主效應(yīng)回歸顯示2018 年管理創(chuàng)新與2018 年績效呈顯著正相關(guān)（β=0.04,P＜0.01）,假設(shè)2 成立。模型5得,2019 年企業(yè)成長性與2019 年績效顯著正相關(guān)（β=-0.04,P＜0.01）。模型6 的主效應(yīng)回歸顯示2019 年管理創(chuàng)新與2019 年績效不顯著相關(guān),假設(shè)3不成立。模型2、模型4、模型6 調(diào)整后R2為0.112、0.068、0.075,數(shù)據(jù)擬合效果較好,F值在1%置信水平下顯著。

表3 管理創(chuàng)新與企業(yè)績效（ROE）回歸

（三）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為確?？煽?用ROA代替ROE再次回歸驗(yàn)證2017 年管理創(chuàng)新與2017 年、2018 年、2019 年績效的關(guān)系。如表4 所示:模型7、模型9、模型11 為控制變量對(duì)績效的回歸模型,模型8、模型10、模型12為控制變量和自變量對(duì)績效的回歸。

表4 管理創(chuàng)新與企業(yè)績效（ROA）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

由模型7,2017 年資產(chǎn)負(fù)債率與企業(yè)績效顯著負(fù)相關(guān)（β=-0.164,P＜0.001）企業(yè)規(guī)模與績效顯著正相關(guān)（β=-0.022,P＜0.01）。模型8 在模型7基礎(chǔ)上加自變量顯示2017 年管理創(chuàng)新與2017 年績效顯著正相關(guān) （β=0.016,P＜0.01）,假設(shè)1 成立。模型9 回歸顯示,2018 年資產(chǎn)負(fù)債率與2018年績效顯著負(fù)相關(guān)（β=0.123,P＜0.001）。模型10 在模型9 的基礎(chǔ)上加了自變量,顯示2018 年管理創(chuàng)新與2018 年績效顯著正相關(guān)（β=0.018,P＜0.01）,假設(shè)2 成立。由模型11,2019 年資產(chǎn)負(fù)債率與2019年績效顯著負(fù)相關(guān)（β=0.106,P＜0.001）,企業(yè)成長性與績效顯著正相關(guān)（β=-0.017,P＜0.01）。模型12 在模型11 基礎(chǔ)上加了自變量,顯示2019 年管理創(chuàng)新與2019 年績效不顯著相關(guān),假設(shè)3 不成立。穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果與原回歸結(jié)果一致。且模型8、10、12 調(diào)整后的R2為0.339、0.203、0.161,數(shù)據(jù)擬合效果較好,F值在1%的置信水平下顯著。

五、結(jié)論與啟示

（一）結(jié)論

本文以我國上市國企為研究對(duì)象,探討了管理創(chuàng)新與企業(yè)績效之間的關(guān)系及影響時(shí)效,得出以下結(jié)論:一、國企2017 年管理創(chuàng)新與2017 年績效顯著正相關(guān),即國企通過管理創(chuàng)新整合內(nèi)部資源,推動(dòng)經(jīng)營發(fā)展,促進(jìn)績效提升。反映了管理創(chuàng)新在提高國企績效方面的積極作用。二、國企2017 年管理創(chuàng)新與2018 年績效顯著正相關(guān),即管理創(chuàng)新不但對(duì)于本期企業(yè)績效有正向作用,對(duì)企業(yè)未來績效也有積極促進(jìn)作用,但相關(guān)度下降。三、國企2017 年管理創(chuàng)新與2019 年企業(yè)績效不顯著相關(guān),表明隨著時(shí)間的推移管理創(chuàng)新對(duì)績效的促進(jìn)作用漸趨消失。

本文豐富了國企管理創(chuàng)新與績效關(guān)系及其后續(xù)影響的實(shí)證檢驗(yàn)的內(nèi)容,對(duì)國企管理創(chuàng)新有一定現(xiàn)實(shí)意義。國企需不斷進(jìn)行管理創(chuàng)新,協(xié)調(diào)內(nèi)外部環(huán)境,整合資源,找到與企業(yè)相匹配的管理制度,并在內(nèi)部得到良好實(shí)施,以促進(jìn)績效提升。

（二）局限性

本文局限:一、未對(duì)國企分行業(yè),研究行業(yè)間差異,后續(xù)對(duì)行業(yè)間的細(xì)化分類研究有待進(jìn)一步探索。二、本文雖實(shí)證探究了管理創(chuàng)新與績效的關(guān)系,有一定說服力,但未分析管理創(chuàng)新影響績效的傳導(dǎo)機(jī)制,后續(xù)研究有待進(jìn)一步探索。