周 蘭 姚星齊 劉澤華

一、引言

創(chuàng)新是國家經(jīng)濟增長的重要動力(Romer，1991)，也是保持企業(yè)長期競爭力的核心條件(Hall，2002)。黨的十九大報告明確指出：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。因此，從微觀視角研究企業(yè)創(chuàng)新的影響因素，對國家創(chuàng)新驅(qū)動經(jīng)濟發(fā)展戰(zhàn)略實施和企業(yè)核心競爭力提升具有重要現(xiàn)實意義。在眾多影響企業(yè)創(chuàng)新的因素中，人才是關(guān)鍵要素，而CEO作為制定與執(zhí)行企業(yè)創(chuàng)新活動的核心人才，無疑會產(chǎn)生不可忽視的重要影響(Lazonick, 2005)。企業(yè)創(chuàng)新是一項高風險、高投入的長期性經(jīng)濟活動(Holmstr?m and Bengt，1989)，具備財務管理、風險控制、溝通協(xié)調(diào)、人的價值管理等多方面綜合能力的CEO發(fā)揮著重要作用，而財務經(jīng)歷正是塑造CEO這些能力的重要途徑。例如，阿里巴巴CEO張勇，曾先后在盛大游戲和阿里巴巴擔任財務工作，具備豐富的管理經(jīng)驗，同時也塑造了其勇于創(chuàng)新的認知與能力，助力阿里巴巴成為世界著名的科技公司。此外，越來越多的企業(yè)聘用了具有財務經(jīng)歷的CEO，據(jù)統(tǒng)計，在S&P 1500企業(yè)中，近四成CEO具有財務經(jīng)歷(Custódio and Metzger，2014)，在中國上市公司中，具備財務經(jīng)歷的CEO占比由2000年的3.2%漲至2018年的8.2%。

大量文獻研究了企業(yè)創(chuàng)新的影響因素，綜合已有文獻來看，研究的主要脈絡(luò)可以分為政府層面和市場層面。在政府層面上，現(xiàn)有文獻主要分析了產(chǎn)業(yè)政策(黎文靖、鄭曼妮，2016)、財政科技投入(苗文龍等，2019)和制度環(huán)境(龍小寧等，2018；葉永衛(wèi)等，2021)對企業(yè)創(chuàng)新的影響。在市場層面上，已有文獻則主要關(guān)注了資本市場對企業(yè)創(chuàng)新的影響，如資本市場改革(權(quán)小鋒、尹洪英，2017)、杠桿率水平(王玉澤等，2019)、銀行融資(Benfratello et al., 2008；張璇等，2017)、股權(quán)融資(Carpenter and Petersen, 2002;Rin et al., 2006; Ilyina and Samaniego,2011)等對企業(yè)創(chuàng)新的影響。除上述兩方面之外，近年來的文獻開始關(guān)注到管理者特征對企業(yè)創(chuàng)新的影響，并認為企業(yè)管理者特征對企業(yè)創(chuàng)新具有決定性作用(熊彼特，1990)?？傮w來說，已有文獻主要基于理性人假說、高層梯隊理論和行為金融理論研究了CEO追求個人晉升與薪酬(Cheng，2004)、個人經(jīng)歷(Sunder et al.，2017；Custódio et al.，2019；趙子夜等，2018；虞義華等，2018；郝盼盼等，2020)、過度自信與風險偏好(Hirshleifer and Low，2012；Cucculelli and Ermini，2013)及管理者年齡、性別、教育水平等(Hambrick and Fukutomi，1991；Camelo-Ordaz et al.，2005)人格特質(zhì)對企業(yè)創(chuàng)新的影響。

基于上述文獻分析可知，CEO的背景特征對企業(yè)創(chuàng)新具有重要影響，那么，作為CEO背景特征之一的財務工作經(jīng)歷是否也會對企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)生影響呢？如果產(chǎn)生影響，這種影響的機理路徑又是怎樣的？為此，本文利用2009-2018年高管個人簡歷數(shù)據(jù)中提取的CEO財務經(jīng)歷數(shù)據(jù)以及公司專利數(shù)據(jù)，基于烙印理論，從“認知烙印”和“能力烙印”兩個維度，研究了CEO財務經(jīng)歷對企業(yè)創(chuàng)新的影響及其作用機制。研究發(fā)現(xiàn)：CEO財務經(jīng)歷對企業(yè)創(chuàng)新有顯著的正向影響。在采用PSM-DID、Heckman兩階段模型等控制內(nèi)生性后，該研究結(jié)論亦成立。其次，影響機理研究表明，CEO財務經(jīng)歷主要是通過塑造其風險認知烙印和提升融資能力烙印提高企業(yè)的創(chuàng)新水平。最后，基于烙印效應發(fā)揮的權(quán)變因素發(fā)現(xiàn)，短期薪酬激勵和長期股權(quán)激勵都對CEO影響企業(yè)創(chuàng)新具有調(diào)節(jié)作用，CEO外部薪酬差距越大或CEO持股比例越高，企業(yè)的創(chuàng)新水平越高。

本文主要存在以下貢獻：首先，已有相關(guān)文獻基于高層梯隊理論探討了高管特質(zhì)對企業(yè)創(chuàng)新的影響，但卻忽略了職業(yè)環(huán)境因素對高管特質(zhì)形成的塑造作用，本文基于烙印理論提出“CEO財務經(jīng)歷——風險認知烙印、融資能力烙印——企業(yè)創(chuàng)新”的機理路徑，從而進一步深入拓展了高管特征與企業(yè)創(chuàng)新的相關(guān)研究。其次，在關(guān)于個人經(jīng)歷與企業(yè)創(chuàng)新的文獻中，已有文獻研究了軍隊經(jīng)歷(Luo et al.，2017；權(quán)小鋒等，2019)、學術(shù)經(jīng)歷(張曉亮等，2019)、職業(yè)經(jīng)歷(何瑛等，2019)等對企業(yè)創(chuàng)新的影響，但這些文獻大多還是從行為金融理論、高層梯隊理論等傳統(tǒng)視角，認為經(jīng)歷會改變管理行為，進而影響企業(yè)創(chuàng)新，但這種觀點忽略了驅(qū)動管理行為背后的認知因素與能力因素，本文則基于烙印理論識別出了行為背后的認知和能力這一潛在因素對企業(yè)創(chuàng)新的影響。最后，本文通過研究CEO財務經(jīng)歷對企業(yè)創(chuàng)新的影響，豐富和拓展了已有企業(yè)創(chuàng)新領(lǐng)域的文獻。關(guān)于企業(yè)創(chuàng)新的影響因素，已有研究大多還是在傳統(tǒng)經(jīng)濟學框架內(nèi)，從理性行為人視角來考查公司內(nèi)外部治理制度和契約對企業(yè)創(chuàng)新的影響，本文則跳出傳統(tǒng)經(jīng)濟學框架，從烙印效應這一視角來研究認知和能力這些不完全理性因素對企業(yè)創(chuàng)新的影響。

二、理論分析與研究假設(shè)

CEO是企業(yè)創(chuàng)新的核心決策主體和執(zhí)行主體，同時也是決定企業(yè)創(chuàng)新成功與否的關(guān)鍵因素。企業(yè)創(chuàng)新是一種組合新資源的創(chuàng)造性活動，它不同于一般的生產(chǎn)性活動，往往具有高風險、高投入、長周期和異質(zhì)性等特點(Hirshleifer and Low, 2012)。企業(yè)創(chuàng)新過程可分為決策和執(zhí)行兩個階段，在這兩個階段，CEO都是核心參與人。由于企業(yè)創(chuàng)新的高風險特性，在企業(yè)創(chuàng)新決策階段，需要CEO對創(chuàng)新活動本身的風險以及市場風險具有良好的認知和風險承擔意識，以制定合理的企業(yè)創(chuàng)新決策(Sunder et al.，2017)；由于企業(yè)創(chuàng)新的高投入特征，在企業(yè)創(chuàng)新執(zhí)行階段，需要CEO具備良好的融資能力，以為企業(yè)創(chuàng)新提供良好的資源支撐(Fang et al.，2012；王營、張光利，2018)。

烙印效應的發(fā)揮存在三個關(guān)鍵的要素，即“敏感期”、“匹配的印記”以及“持續(xù)的影響”(Marquis and Tilcsik，2013；戴維奇等，2016)。財務行業(yè)由于具有高風險屬性和高資本屬性等特征，具有一定的特殊性，因此財務行業(yè)就構(gòu)成了一個特殊的環(huán)境，CEO在財務行業(yè)工作的時間則成為了一個“敏感期”，這使得財務行業(yè)的工作經(jīng)歷就會對CEO打下深刻的“印記”，這種印記會影響CEO的風險認知，包括對創(chuàng)新風險的認知，從而影響創(chuàng)新決策制定(Sunder et al.，2017)。同時，這種印記也會影響CEO的融資能力，這能緩解企業(yè)創(chuàng)新執(zhí)行過程中所需的資本約束(Fang et al.，2012；王營、張光利，2018)。具體來說，具有財務經(jīng)歷的CEO精通公司財務，他們不僅接受了專業(yè)的風險評估和控制的專業(yè)培訓，并且長期的財務工作實踐也使得他們對相關(guān)的風險具有更好的認知(Hitt and Tyler，1991)。此外，具有財務經(jīng)歷的CEO對資本市場運行有著更深刻的了解(Custódio and Metzger，2014；Dimitrios and Hang，2018)，在工作過程中與投資者、銀行等資金提供方建立了良好關(guān)系，具有更強的融資能力(姜付秀，2018)，深刻影響企業(yè)創(chuàng)新的決策和執(zhí)行過程。

(一)“風險認知烙印”視角：影響企業(yè)創(chuàng)新決策

財務行業(yè)的高風險屬性及其相應的風險評估工作會塑造CEO良好的風險認知，而恰當?shù)膭?chuàng)新風險認知是創(chuàng)新決策的前提(Sunder et al.，2017)。一方面，具備財務經(jīng)歷的CEO在職業(yè)生涯中接收過大量財務理論知識，熟知風險評估方法并參與到整個公司的風險管理中，對風險有更正確的認知，同時對風險承擔的意義理解得更為全面(Graham et al.，2013；杜勇等，2019)，能意識到恰當?shù)娘L險承擔是企業(yè)發(fā)展的動力。另一方面，具備財務經(jīng)歷的CEO面對高風險、高挑戰(zhàn)的情況時，承擔風險的意識會更強烈。在某一領(lǐng)域有長期任職經(jīng)歷的CEO具有該領(lǐng)域的選擇性認知，更容易關(guān)注到該領(lǐng)域的信息變化(Hitt and Tyler，1991)。具備財務經(jīng)歷的CEO對財務領(lǐng)域信息變化更加敏感，更容易關(guān)注到資本環(huán)境、會計政策及稅收政策等的變化。同時，具備財務經(jīng)歷的CEO熟知企業(yè)財務狀況，深刻理解企業(yè)財務政策，更懂得如何運用財務專長在企業(yè)面對困境和危機時即時做出調(diào)整(Graham et al.，2013)。對財務領(lǐng)域信息變化更敏感、更懂得面對危機做出調(diào)整，具備財務經(jīng)歷的CEO相信自身有良好的風險承受能力，在有正確風險認知的前提下，風險承擔意識會更強烈(Graham et al.，2013；杜勇等，2019)。由于創(chuàng)新固有的高風險特性，創(chuàng)新決策過程中需要CEO有恰當?shù)娘L險認知和風險承擔意識(Sunder et al.，2017)。相較于非財務經(jīng)歷的CEO，CEO財務經(jīng)歷塑造了其正確的風險認知和強烈的風險承擔意識，能敏銳識別創(chuàng)新風險，準確應對創(chuàng)新風險，從容地承受創(chuàng)新風險，在創(chuàng)新項目實施上會更大膽，表現(xiàn)出更強的創(chuàng)新意愿，也能制定出更合理的創(chuàng)新決策。

(二)“融資能力烙印”視角：影響企業(yè)創(chuàng)新執(zhí)行

財務行業(yè)的高資本屬性及其相應的資本運作工作提升CEO的融資能力，進而能夠有效滿足企業(yè)創(chuàng)新執(zhí)行過程中所需要的資本投入(Brown et al.，2012；Fang et al.，2012；王營、張光利，2018)。首先，具有財務經(jīng)歷的CEO通過提高企業(yè)信息披露質(zhì)量、降低信息不對稱來提高融資能力。豐富的經(jīng)驗和與資本市場的互動使得具備財務經(jīng)歷的CEO更好地了解投資者以及分析師的信息需求，且能充分認識到會計信息在影響公司價值評估方面的重要性(Dimitrios and Hang，2018)，能更好地掌握信息披露的尺度，信息披露更加有效。同時，CEO在其職業(yè)生涯中積累的財務技能和經(jīng)驗使他們對財務和會計問題有了更深入的了解，由于專業(yè)知識的支撐，對信息披露相關(guān)工作的要求會越高(何進日，2015)。具備財務經(jīng)歷的CEO提供高質(zhì)量的信息披露，有效降低了企業(yè)與投資者之間的信息不對稱程度(Healy et al.,2001)。由于創(chuàng)新活動的高不確定性和知識的非排他性，企業(yè)創(chuàng)新的投資和產(chǎn)出信息往往被視為企業(yè)的商業(yè)機密，外部投資者難以監(jiān)督企業(yè)創(chuàng)新過程，這一特征可能誘發(fā)道德風險。而高質(zhì)量的信息披露、低信息不對稱程度有助于降低投資者的信息劣勢及其伴隨的風險(Healy and Palepu，2001)，提高投資者為企業(yè)提供資金的意愿。其次，具有財務經(jīng)歷的CEO能夠通過拓寬融資渠道來提升其融資能力。長期的財務工作經(jīng)歷，使得CEO與投資者建立了良好了關(guān)系網(wǎng)絡(luò)，這種關(guān)系網(wǎng)絡(luò)對于企業(yè)融資而言是一種很好的社會資本(姜付秀，2018)。財務工作要求頻繁地與投資者、銀行等資金供給者接觸，財務經(jīng)歷培養(yǎng)了CEO良好的溝通能力，其能更好地扮演信息溝通者的角色(Custódio and Metzger，2014)。由于創(chuàng)新的高投入特性，獲得外部融資對公司的創(chuàng)新執(zhí)行過程的資金投入以及創(chuàng)新執(zhí)行的持續(xù)性有相當大的影響(Brown et al.，2012；Fang et al.，2012；王營、張光利，2018)。相較于非財務經(jīng)歷的CEO ，CEO財務經(jīng)歷塑造了其良好的外部融資能力(姜付秀，2018)，保證了創(chuàng)新執(zhí)行過程中的資本投入。

綜上可知，具有財務經(jīng)歷的CEO在風險認知和融資能力上優(yōu)于不具有財務經(jīng)歷的CEO，而合理的風險認知和較強的融資能力又對企業(yè)創(chuàng)新具有重要作用。據(jù)此，本文提出以下假設(shè)：

H1：相較于不具有財務經(jīng)歷的CEO，具有財務經(jīng)歷的CEO對企業(yè)創(chuàng)新具有促進效應。

三、研究設(shè)計

(一)樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文選用2009-2018年中國滬深A股公司的數(shù)據(jù)作為研究樣本，由于上市公司研發(fā)數(shù)據(jù)從2007年開始披露，且考慮到我國從專利申請到授權(quán)批復通常需要2年左右周期，本文最終將樣本數(shù)據(jù)時間跨度設(shè)定為2009-2018年。上市公司專利數(shù)量來自CNRDS中國研究數(shù)據(jù)服務平臺，其他財務數(shù)據(jù)來自CSMAR數(shù)據(jù)庫，并進行如下篩選：(1)剔除金融行業(yè)樣本；(2)剔除主要變量缺失的樣本；(3)為緩解異常值對模型準確性的影響。本文對分析中需要的連續(xù)變量在1%和99%水平上進行了winsorize處理。

本文采用如下步驟獲取CEO的財務經(jīng)歷。首先，從CSMAR數(shù)據(jù)庫中提取高管個人簡歷數(shù)據(jù)。其次，通過閱讀分析高管簡歷，判斷CEO是否具有財務經(jīng)歷。最后，避免遺漏CEO的財務經(jīng)歷信息，結(jié)合新浪財經(jīng)、東方財富等網(wǎng)站的管理者個人生平資料對CEO財務經(jīng)歷數(shù)據(jù)進行了修正和補充。

(二)變量定義

1.解釋變量

本文將CEO財務經(jīng)歷作為解釋變量。本文對CEO財務經(jīng)歷的界定標準如下：如果CEO曾有過財務總監(jiān)、財務負責人、(副)總會計師、首席財務官等相關(guān)財務會計從業(yè)背景，則界定該CEO具有財務經(jīng)歷(林晚發(fā)等，2019)。

2.被解釋變量

本文的被解釋變量為企業(yè)創(chuàng)新。本文分別從創(chuàng)新產(chǎn)出、創(chuàng)新效率、創(chuàng)新成果轉(zhuǎn)換的角度來衡量企業(yè)創(chuàng)新：借鑒張曉亮等(2019)，選取發(fā)明專利申請數(shù)(pti_a)、發(fā)明專利授權(quán)數(shù)(pti_g)代表企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出；借鑒Custódio and Metzger(2014)，選取專利申請-研發(fā)支出彈性(pti_rd)，即發(fā)明專利申請數(shù)/企業(yè)研發(fā)支出來代表企業(yè)創(chuàng)新效率；借鑒楊文君、陸正飛(2018)，選取知識產(chǎn)權(quán)資產(chǎn)(Assets_ip)來衡量企業(yè)成果轉(zhuǎn)換。由于專利數(shù)據(jù)呈右偏態(tài)分布，對發(fā)明專利數(shù)的1%和99%百分位進行Winsorize處理后，再加1取自然對數(shù)。

3.控制變量

參照Chang et al.(2015)的研究設(shè)計，本文在考察CEO財務經(jīng)歷對企業(yè)創(chuàng)新的影響時，控制了公司規(guī)模(Size)、資產(chǎn)報酬率(Roa)、企業(yè)成長性(Grouth)、控股股東持股比例(Top1)、公司年齡(List)、資產(chǎn)負債率(Lev)、研發(fā)費用(R&D)、董事會規(guī)模(Board)、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)(SOE)。根據(jù)研究問題，本文還控制了CEO的個人特征，包括是否兩職合一(Dua)、年齡(CEO_age)、性別(Gender)等變量。

(三)檢驗模型

本文主要研究CEO財務經(jīng)歷對企業(yè)創(chuàng)新的影響，為驗證假設(shè)1，本文構(gòu)建如下實證模型：

Inventioni,t+n=β0+β1Financiali,t+βiControls+∑Year+∑Ind+εi,t

(1)

其中Inventioni,t+n為：(1)t+2年發(fā)明專利申請數(shù)(pti_a)加1的自然對數(shù)；(2)考慮到從專利研發(fā)到獲得專利授權(quán)存在一定時滯，此處分別取t+2年、t+3年、t+4年發(fā)明專利授權(quán)數(shù)(pti_g)加1的自然對數(shù)；(3)t+2年專利申請-研發(fā)支出彈性(pti_rd)，即專利申請數(shù)與研發(fā)支出的比值；(4)t+2年知識產(chǎn)權(quán)資產(chǎn)加1的自然對數(shù)(Assets_ip)。Financiali,t為第t年公司CEO是否具有財務經(jīng)歷，若有賦值為1，否則為0；Controls為相關(guān)控制變量，具體如表1所示。本文還在模型中控制了年份固定效應(Year)和行業(yè)固定效應(Industry)。根據(jù)研究假設(shè)，本文預期β1>0，即企業(yè)聘請具有財務經(jīng)歷的CEO，其創(chuàng)新水平會更高。

表1 變量定義

四、實證結(jié)果

(一)描述性統(tǒng)計

表2為描述性統(tǒng)計表。其中發(fā)明專利申請數(shù)加1的自然對數(shù)Invention的均值為0.779，最大值為4.394，最小值為0，方差為1.011，說明企業(yè)之間發(fā)明專利存在較大的差距。Financial的均值為0.074，說明樣本中有7.4%的公司聘請了具有財務經(jīng)歷的CEO。其他控制變量中，樣本企業(yè)年齡加1的對數(shù)值平均約為2.017，企業(yè)第一大股東持股比例平均約為35.547%，企業(yè)資產(chǎn)負債率平均約為41.3%，26.8%的企業(yè)存在兩職合一。

表2 主要變量的描述性統(tǒng)計

(二)基本回歸結(jié)果

采用模型(1)檢驗CEO財務經(jīng)歷對企業(yè)創(chuàng)新的影響，實證結(jié)果如表3所示。列(1)、列(2)被解釋變量為專利申請數(shù)(pti_a)、考慮從專利研發(fā)到專利授權(quán)的滯后性，列(3)-列(5)分別為被解釋變量為t+2年、t+3年、t+4年的專利授權(quán)數(shù)(pti_g)、列(6)被解釋變量為專利產(chǎn)出-研發(fā)支出彈性(pti_rd)、列(7)被解釋變量為知識產(chǎn)權(quán)類資產(chǎn)(Assets_ip)。其中，列(1)僅控制了年度固定效應和行業(yè)固定效應，列(2)-列(7)加入公司特征、公司治理及CEO個人特征變量。

從表3列(1)中可知，F(xiàn)inancialt的回歸系數(shù)為0.0831在10%水平上顯著。在控制公司特征、公司治理及CEO個人特征變量后回歸結(jié)果不變，如列(2)所示，F(xiàn)inancialt的回歸系數(shù)為0.0899在5%水平上顯著。從經(jīng)濟含義上來看，有財務經(jīng)歷的CEO所在公司的下一年發(fā)明專利申請數(shù)比無財務經(jīng)歷CEO所在公司平均增加8.99%。如列(3)所示，F(xiàn)inancialt的回歸系數(shù)為0.0552在10%的水平上顯著。從經(jīng)濟含義上來看，有財務經(jīng)歷的CEO所在公司的下一年發(fā)明專利授權(quán)數(shù)比無財務經(jīng)歷CEO所在公司平均增加5.52%，列(4)顯示Financialt的回歸系數(shù)為0.0541在10%的水平上顯著，列(5)顯示Financialt的回歸系數(shù)為0.1138在1%的水平上顯著。如列(6)所示，F(xiàn)inancialt的回歸系數(shù)為0.0043在10%的水平上顯著。從經(jīng)濟含義上來看，有財務經(jīng)歷的CEO所在公司的研發(fā)投入

表3 CEO財務經(jīng)歷與企業(yè)創(chuàng)新

轉(zhuǎn)化為專利產(chǎn)出的效率更高。如列(7)所示，F(xiàn)inancialt的回歸系數(shù)為1.5423在5%的水平上顯著。從經(jīng)濟含義上來看，有財務經(jīng)歷的CEO所在公司的專利產(chǎn)出轉(zhuǎn)化為創(chuàng)新成果的比例更高。檢驗結(jié)果從專利產(chǎn)出、創(chuàng)新效率、創(chuàng)新成果轉(zhuǎn)換三個角度驗證了假設(shè)1，這說明，在CEO財務經(jīng)歷的影響下，企業(yè)的核心創(chuàng)新競爭力得以增強，展示出顯著的創(chuàng)新推動力，有助于企業(yè)以創(chuàng)新驅(qū)動高質(zhì)量發(fā)展。

(三)穩(wěn)健性檢驗

1.PSM-DID

在本研究中，可能存在某些不可觀測的遺漏變量同時決定聘任擁有財務經(jīng)歷的CEO和企業(yè)的創(chuàng)新水平，導致存在著內(nèi)生性問題。本文以CEO變更作為外生事件，將處理組界定為由非財務經(jīng)歷CEO變更為財務經(jīng)歷CEO的公司樣本，將控制組界定為變更前后均為非財務經(jīng)歷的公司樣本。由于在CEO變更之前處理組和控制組之間的公司特征存在差異，而這些差異可能會導致處理組和控制組樣本的選擇性偏差，從而降低雙重差分(DID)模型估計的有效性。因此，首先按照最近鄰匹配(1 ∶3)的原則進行配對，匹配變量包括公司規(guī)模(Size)、資產(chǎn)報酬率(Roa)、企業(yè)成長性(Grouth)、公司成立年齡(List)、資產(chǎn)負債率(Lev)、研發(fā)費用(R&D)、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)(SOE)、是否兩職合一(Dua)、董事會規(guī)模(Board)年齡(CEO_age)，平衡性檢驗結(jié)果表明(1)平衡性檢驗結(jié)果見附件。，匹配后所有協(xié)變量的標準化偏差小于10%。篩選出與處理組匹配的控制組樣本之后，利用雙重差分(DID)模型進行實證檢驗。具體地，選取CEO變更當年及前后一年(共3年)的樣本數(shù)據(jù)作為測試數(shù)據(jù)。將CEO變更前一年的樣本設(shè)置Post=0，變更當年及變更后一年的樣本設(shè)置Post=1，處理組設(shè)置Treat=1，控制組設(shè)置Treat=0。同時參考姜付秀等(2013)的研究，選取CEO連續(xù)變更事件的時間間隔不小于4年，否則只保留首次變更的樣本，利用模型(2)進行雙重差分檢驗：

Inventiont=β0+β1×Treatt×Postt+β2×Treatt+β3Postt+βi×Controlst+εi

(2)

回歸結(jié)果如表4所示，Treatt×Postt的回歸系數(shù)為0.6667，在5%的水平上顯著為正。因此，基于CEO變更事件的PSM-DID檢驗結(jié)果，在緩解內(nèi)生性問題的基礎(chǔ)上，進一步證實CEO財務經(jīng)歷對企業(yè)創(chuàng)新具有顯著的正向影響。

表4 PSM-DID

2.Heckman兩階段模型

本文探討了CEO財務經(jīng)歷對企業(yè)創(chuàng)新的影響，然而創(chuàng)新水平較高的公司也可能會偏好聘任具備財務經(jīng)歷的CEO，導致自選擇的內(nèi)生性問題存在。借鑒何瑛等(2019)、林晚發(fā)等(2019)的做法，本文選取CEO的財務專業(yè)以及年度、行業(yè)、地區(qū)企業(yè)CEO財務經(jīng)歷的均值作為CEO財務經(jīng)歷的工具變量進行回歸分析。理論上，由于財務的專業(yè)性，財務專業(yè)將在很大程度上影響CEO早期是否選擇財務相關(guān)工作，而年度、行業(yè)、地區(qū)企業(yè)CEO財務經(jīng)歷也會影響企業(yè)聘用具備財務經(jīng)歷的CEO，但均對企業(yè)創(chuàng)新不會產(chǎn)生顯著影響。Heckman兩階段模型的回歸結(jié)果如表5所示，列(1)、列(2)為年度、行業(yè)、地區(qū)企業(yè)CEO財務經(jīng)歷的均值作為工具變量的回歸結(jié)果，列(3)、列(4)為CEO財務專業(yè)的作為工具變量的回歸結(jié)果。經(jīng)過第1階段回歸結(jié)果可知，CEO財務專業(yè)以及年度、行業(yè)、地區(qū)企業(yè)CEO財務經(jīng)歷兩個變量分別在5%和1%的水平上顯著為正，說明了工具變量的可行性。第二階段的回歸結(jié)果，修正自選擇問題之后的Financialt均在10%的水平上顯著為正，進一步說明本文關(guān)于 CEO 財務經(jīng)歷與企業(yè)創(chuàng)新正相關(guān)的主要結(jié)果依然穩(wěn)健。

表5 Heckman兩階段模型

3.改變計量方法

多元回歸假設(shè)因變量服從正態(tài)分布，而專利數(shù)量的分布呈現(xiàn)出右偏態(tài)分布。當研究的因變量出現(xiàn)偏態(tài)，泊松回歸模型可能會更為合適?；貧w結(jié)果如表6所示。從表6可見，F(xiàn)inancialt的回歸系數(shù)均為0.1285在10%水平上顯著，與基本回歸結(jié)果一致。

表6 泊松回歸

4.其他穩(wěn)健性檢驗

由于存在一部分上市公司并非創(chuàng)新型公司，即無需創(chuàng)新活動仍可保證企業(yè)持續(xù)經(jīng)營，因此參考宋建波等(2016)的做法，在樣本中剔除行業(yè)代碼為A、D、F、H、J、K和M的企業(yè)，僅保留高新技術(shù)行業(yè)公司作為研究樣本進行檢驗，回歸結(jié)果如表7所示。表7中，F(xiàn)inancialt的回歸系數(shù)為為0.1144在5%水平上顯著，與上文回歸結(jié)果一致。

表7 CEO財務經(jīng)歷高新技術(shù)企業(yè)創(chuàng)新

CEO的很多特質(zhì)同樣會影響到企業(yè)創(chuàng)新，本文在控制原有高管性別、年齡、是否為兩職合一等個人特性外，控制海外經(jīng)歷、學術(shù)經(jīng)歷以及金融背景的影響，回歸結(jié)果如表8所示，F(xiàn)inancialt的回歸系數(shù)為為0.0877在10%水平上顯著，與上文回歸結(jié)果一致。

表8 控制CEO其他經(jīng)歷

五、作用機制檢驗

前文實證結(jié)果顯示，CEO財務經(jīng)歷與企業(yè)創(chuàng)新顯著正相關(guān)，即CEO財務經(jīng)歷對企業(yè)創(chuàng)新具有促進作用。在本部分將進一步檢驗這一現(xiàn)象背后的作用機理。前文通過烙印理論分析，CEO在早期的財務經(jīng)歷中被打上的“認知烙印”形塑了風險承擔意識，而“能力烙印”能改善企業(yè)的客觀融資環(huán)境。因此，為論證這一分析邏輯，本文選取了風險承擔水平和融資約束進行驗證。

(一)CEO財務經(jīng)歷、風險承擔水平與企業(yè)創(chuàng)新：認知烙印

如果財務經(jīng)歷對CEO打下認知烙印的邏輯成立，那么具備財務經(jīng)歷的CEO通過正確的風險認知和較強的風險承擔意識會導致企業(yè)總體的風險承擔水平上升，創(chuàng)新活動固有的較強不確定性和較高失敗率，需要企業(yè)較高的失敗容忍度，也意味著企業(yè)需要承擔更高的風險(何瑛等，2019)。所以本

文認為風險承擔水平是CEO財務經(jīng)歷影響企業(yè)創(chuàng)新的一個機制。借鑒已有研究(Faccio et al.,2011)，本文采用了經(jīng)行業(yè)和年度均值調(diào)整后的公司總資產(chǎn)收益率(Risk)衡量企業(yè)風險承擔水平，運用B-K方法檢驗風險承擔水平的中介效應?；貧w結(jié)果如表9所示，第(1)列Financialt的回歸系數(shù)為0.0899在5%的水平上顯著。第(2)列Financialt的回歸系數(shù)為0.0570，在10%的水平上顯著為正，表明CEO財務經(jīng)歷會顯著提升企業(yè)的風險承擔水平。第(3)Riskt列的回歸系數(shù)為0.0061，在5%的水平上顯著為正，而Financialt的回歸系數(shù)為0.0888在10%的水平上顯著。檢驗結(jié)果表明風險承擔水平在CEO財務經(jīng)歷影響企業(yè)創(chuàng)新的過程中起到了部分中介作用，印證了財務行業(yè)的高風險屬性及其相應的風險評估工作會塑造CEO良好的風險認知烙印，增加了企業(yè)風險承擔水平，保證合理創(chuàng)新決策的制定。

表9 CEO財務經(jīng)歷、風險承擔水平與企業(yè)創(chuàng)新

(二)CEO財務經(jīng)歷、融資約束與企業(yè)創(chuàng)新：能力烙印

上文已經(jīng)闡述了擁有財務經(jīng)歷的CEO能夠通過提高信息披露質(zhì)量，拓寬融資渠道及提高資金使用效率緩解企業(yè)融資約束，而融資約束是影響企業(yè)創(chuàng)新的一個關(guān)鍵因素(Hall，2002)。所以本研究認為融資約束是CEO財務經(jīng)歷影響企業(yè)創(chuàng)新的另一機制。借鑒參考盧盛峰、陳思霞(2017)，用企業(yè)SA指數(shù)絕對值的對數(shù)值來衡量作為衡量企業(yè)融資約束水平的測度方法，此值越大表示企業(yè)受到的融資約束越大?；貧w結(jié)果如表10所示，第(1)列Financialt的回歸系數(shù)為0.0899在5%的水平上顯著。第(2)列Financialt的回歸系數(shù)為-0.0044，在5%的水平上顯著為負，表明CEO財務經(jīng)歷會顯著緩解企業(yè)的融資約束。第(3)列SAt的回歸系數(shù)為-0.9198，在1%的水平上顯著為負，而Financialt的回歸系數(shù)為0.0768在10%的水平上顯著。檢驗結(jié)果表明融資約束在CEO財務經(jīng)歷影響企業(yè)創(chuàng)新的過程中起到了部分中介作用，這印證了財務行業(yè)的高資本屬性及其相應的資本運作工作提升CEO的融資能力，從而能夠有效滿足企業(yè)創(chuàng)新執(zhí)行過程中所需要的資本投入促進企業(yè)創(chuàng)新。

表10 CEO財務經(jīng)歷、融資約束與企業(yè)創(chuàng)新

六、進一步分析

上文實證結(jié)果表明，CEO財務經(jīng)歷通過發(fā)展認知烙印和能力烙印顯著促進企業(yè)創(chuàng)新。Mathias(2015)研究表明烙印效應的發(fā)揮受特定的條件或權(quán)變因素影響。而最優(yōu)的薪酬激勵方案可以容忍CEO早期的創(chuàng)新失敗并獎勵長期的成功(Manso，2011)，因此，薪酬激勵能否進一步促進CEO財務經(jīng)歷發(fā)揮烙印效應提升企業(yè)創(chuàng)新水平？基于此，本文從短期薪酬激勵和長期股權(quán)激勵兩個視角，試圖分析薪酬激勵對CEO財務經(jīng)歷與企業(yè)創(chuàng)新之間關(guān)系的影響。

(一)CEO財務經(jīng)歷、外部薪酬差距與企業(yè)創(chuàng)新

短期薪酬契約的設(shè)計需要重視相對薪酬帶來的公平性感知的影響。薪酬的公平感深刻影響著管理者能力的發(fā)揮。根據(jù)社會比較理論，在缺乏直接的自然標準時，人們通過與他人的比較進行自我評價(Festinger，1954)。當CEO獲知同行業(yè)其他CEO的薪酬水平，通過與他們薪酬水平進行比較，形成對自身薪酬公平與否的新認知，會導致其管理行為的變化。當具備財務經(jīng)歷的CEO發(fā)現(xiàn)自己的薪酬水平高于同行業(yè)其他CEO時，往往會提高自我評價，更有動力承擔創(chuàng)新風險，促進創(chuàng)新成功以維持高薪酬水平。同時，當高出行業(yè)中位數(shù)的外部薪酬差距越大時，即使創(chuàng)新項目失敗，薪酬降至中位數(shù)以下的概率將會降低，這在一定程度上消除了具備財務經(jīng)歷的CEO創(chuàng)新決策的“后顧之憂”。此時短期薪酬發(fā)揮出較強的激勵作用，具備財務經(jīng)歷的CEO創(chuàng)新意愿更加強烈，企業(yè)創(chuàng)新水平更高。借鑒步丹璐等(2010)的相對比值法來衡量CEO的外部薪酬差距，刪除CEO薪酬數(shù)據(jù)缺失的樣本，結(jié)果如表11所示，其中列(1)列(2)分別為CEO薪酬高于行業(yè)中位數(shù)樣本和低于行業(yè)中位數(shù)樣本，列(1)中解釋變量Financialt的回歸系數(shù)為0.2271，在1%水平上顯著為正，而列(2)中解釋變量Financialt不顯著?；貧w結(jié)果充分表明，當薪酬差距越大時，擁有財務經(jīng)歷的CEO更有動力發(fā)揮自己的能力，企業(yè)創(chuàng)新水平越高。

(二)CEO財務經(jīng)歷、CEO持股比例與企業(yè)創(chuàng)新

股權(quán)激勵計劃是否會激勵CEO提升企業(yè)創(chuàng)新水平頗有爭議。一部分文獻認為股權(quán)激勵會對企業(yè)創(chuàng)新有正向的影響。股權(quán)激勵既能在短期容忍創(chuàng)新的失敗，又能在創(chuàng)新成功后給予CEO豐厚的長期回報(Armstrong and Vashishtha，2012；田軒、孟清揚，2018)。而也有文獻認為股權(quán)激勵也可能會抑制企業(yè)創(chuàng)新。將CEO薪酬與股價相綁定導致其過度關(guān)注股價的短期漲跌和公司的短期業(yè)績，而忽視了有利于企業(yè)長期發(fā)展的創(chuàng)新投入(He and Tian，2013)。股權(quán)激勵給CEO帶來的壓力，降低了CEO風險承擔的意愿，從而抑制企業(yè)創(chuàng)新。本文檢驗對于具備財務經(jīng)歷的CEO，股權(quán)激勵會對其產(chǎn)生何種作用，刪除CEO持股數(shù)據(jù)缺失的樣本，表11報告了其檢驗結(jié)果。其中列(3)列(4)分別為CEO持股比例高于行業(yè)中位數(shù)樣本和低于行業(yè)中位數(shù)樣本的回歸結(jié)果，列(3)中解釋變量Financialt的回歸系數(shù)為0.1819，在5%水平上顯著為正，列(4)中解釋變量Financialt不顯著。回歸結(jié)果充分表明，相較于CEO持股比例較低的企業(yè)，CEO持股比例較高時，具備財務經(jīng)歷的CEO更有動力發(fā)揮自己的能力，企業(yè)創(chuàng)新水平越高。表11回歸結(jié)果充分表明，財務經(jīng)歷烙印效應的發(fā)揮受到薪酬激勵的影響。外部薪酬差距較大和CEO持股比例較高時更有助于其發(fā)揮烙印效應，促進企業(yè)創(chuàng)新。這充分印證了烙印效應的發(fā)揮受到特定條件或權(quán)變因素的影響，短期薪酬和長期股權(quán)對個體烙印效應發(fā)揮的激勵作用較為顯著。

表11 薪酬激勵的調(diào)節(jié)作用

七、主要結(jié)論與啟示

基于烙印理論，本文選取中國滬深A 股2009-2018年上市公司為樣本，通過理論分析和實證檢驗探討了CEO財務經(jīng)歷與企業(yè)創(chuàng)新之間的關(guān)系，并檢驗了烙印效應的作用過程和作用條件，研究結(jié)論揭示：(1)相比非財務經(jīng)歷CEO，具備財務經(jīng)歷的CEO通過發(fā)展認知烙印和能力烙印對企業(yè)創(chuàng)新有顯著的正向影響，企業(yè)創(chuàng)新水平更高。采用PSM-DID、Heckman兩階段模型等控制內(nèi)生性后，該結(jié)論亦成立。(2)作用機制檢驗表明，財務經(jīng)歷主要通過塑造CEO風險承擔的認知烙印和緩解融資約束的能力烙印來促進企業(yè)創(chuàng)新。(3)基于烙印效應發(fā)揮的權(quán)變因素，研究發(fā)現(xiàn)不同的薪酬激勵方式會影響烙印效應作用的發(fā)揮，當外部薪酬差距越大、CEO持股比例越高時，CEO財務經(jīng)歷對企業(yè)創(chuàng)新的正向作用更為明顯。

本研究具有重要的理論和現(xiàn)實啟示：(1)拓展了烙印理論的應用范圍。以往烙印理論研究表明，個體在特定的發(fā)展或職業(yè)生涯階段的組織經(jīng)歷對其后續(xù)管理組織以及決策制定具有重大影響(Pieper et al.，2015；Simsek et al.，2015)本文從認知烙印和能力烙印兩個角度，將CEO財務經(jīng)歷與企業(yè)創(chuàng)新關(guān)聯(lián)，為上述論斷提供具體的證據(jù)，并通過檢驗烙印效應發(fā)揮作用的情景條件，進一步豐富了烙印理論；(2)提出了個人經(jīng)歷的路徑解釋。已有研究主要關(guān)注個人經(jīng)歷的經(jīng)濟后果表現(xiàn)，但對其中的作用過程和作用條件的研究較為缺乏，本文發(fā)現(xiàn)個體認知和能力的形塑在財務經(jīng)歷與企業(yè)創(chuàng)新中發(fā)揮了關(guān)鍵作用，為后續(xù)研究提供了獨特視角；(3)提供了企業(yè)推動創(chuàng)新的有效抓手。在當前以創(chuàng)新為驅(qū)動力實現(xiàn)高質(zhì)量發(fā)展的背景下，上市公司在進行CEO聘任決策時，要充分考慮早期經(jīng)歷對個體的影響，尋遴選具備創(chuàng)新意愿和創(chuàng)新能力的CEO。同時，也要關(guān)注薪酬計劃的外部激勵作用，以更好的發(fā)揮人才“第一資源”的作用，促進企業(yè)創(chuàng)新水平的提升。