劉 萍，武傲凱

（哈爾濱理工大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，黑龍江 哈爾濱 150080）

一、引 言

高管對(duì)企業(yè)成長性的影響一直是戰(zhàn)略管理研究中最為關(guān)注的議題之一。高層管理者作為企業(yè)的決策者，塑造和管理他們的組織，企業(yè)的創(chuàng)新傾向和企業(yè)社會(huì)責(zé)任政策也取決于管理人員的特點(diǎn)。企業(yè)需要不斷地以創(chuàng)新為導(dǎo)向，并將其商業(yè)模式建立在企業(yè)可持續(xù)發(fā)展的企業(yè)社會(huì)責(zé)任戰(zhàn)略上。戰(zhàn)略選擇是基于對(duì)組織中強(qiáng)有力的行動(dòng)者（如CEO）的個(gè)人解釋，他們的經(jīng)驗(yàn)、價(jià)值觀和個(gè)性影響著公司處理利益相關(guān)者期望和需求的方式。因此，決策者的特性影響了企業(yè)的戰(zhàn)略選擇，使企業(yè)能夠創(chuàng)造價(jià)值并在利益相關(guān)者之間共享價(jià)值。對(duì)于戰(zhàn)略者來說，很少有比處于組織戰(zhàn)略頂端的人與組織成長性之間的聯(lián)系更重要的主題。大量研究提出高管團(tuán)隊(duì)在影響企業(yè)成長性方面發(fā)揮基礎(chǔ)性作用，雖然高管團(tuán)隊(duì)與企業(yè)成長性成正相關(guān)且顯著的觀點(diǎn)已經(jīng)成為這一研究流的主導(dǎo)觀點(diǎn)，但也有一些理論觀點(diǎn)認(rèn)為外部環(huán)境塑造企業(yè)的成長性，而高層管理人員對(duì)企業(yè)成長性的影響仍然是微弱的。因此，本文選取中國上市先進(jìn)制造業(yè)企業(yè)為樣本，實(shí)證檢驗(yàn)高管團(tuán)隊(duì)與企業(yè)成長性的關(guān)系。本文特別關(guān)注在現(xiàn)有文獻(xiàn)中得到大量概念和經(jīng)驗(yàn)關(guān)注的TMT 人口統(tǒng)計(jì)指標(biāo)：TMT異質(zhì)性。本文同時(shí)依賴動(dòng)態(tài)能力視角檢驗(yàn)財(cái)務(wù)柔性儲(chǔ)備、研發(fā)支出、適應(yīng)能力等戰(zhàn)略變量在TMT 異質(zhì)性與企業(yè)成長性之間的關(guān)系中發(fā)揮何種程度的中介作用。

二、文獻(xiàn)綜述

高管團(tuán)隊(duì)這一概念自Hambrick和Mason（1984）提出“高階理論”時(shí)首次出現(xiàn)，之后國內(nèi)外學(xué)者對(duì)高管團(tuán)隊(duì)的研究紛至沓來。高階理論認(rèn)為，企業(yè)的戰(zhàn)略選擇一般取決于決策者的價(jià)值觀和認(rèn)知基礎(chǔ)，戰(zhàn)略選擇是基于對(duì)組織中強(qiáng)有力的管理者的個(gè)人解釋［1］。該理論的核心強(qiáng)調(diào)高管團(tuán)隊(duì)背景對(duì)企業(yè)戰(zhàn)略選擇和經(jīng)營績效有著決定性作用。當(dāng)前關(guān)于高管團(tuán)隊(duì)背景的研究主要有兩大分支：一是高管團(tuán)隊(duì)背景特征，即高管團(tuán)隊(duì)的同質(zhì)性；二是高管團(tuán)隊(duì)背景的差異，即高管團(tuán)隊(duì)的異質(zhì)性。

關(guān)于TMT 同質(zhì)性，大多學(xué)者圍繞TMT 同質(zhì)性與企業(yè)績效、企業(yè)成長性、企業(yè)戰(zhàn)略和財(cái)務(wù)經(jīng)營決策的關(guān)系展開研究。關(guān)于同質(zhì)性的維度主要集中在團(tuán)隊(duì)規(guī)模、性別、教育水平、職能背景和海外背景等方面。具有同質(zhì)性的高管團(tuán)隊(duì)成員通常在認(rèn)知水平、行業(yè)經(jīng)驗(yàn)、價(jià)值觀等方面相似，成員之間往往會(huì)加強(qiáng)溝通和分享，及時(shí)達(dá)成共識(shí)做出正確決策，其對(duì)提高團(tuán)隊(duì)的滿意度和凝聚力以及降低團(tuán)隊(duì)沖突具有積極作用。一個(gè)團(tuán)隊(duì)擁有的資源數(shù)量和質(zhì)量多少，是否影響企業(yè)的績效和發(fā)展，目前還沒有統(tǒng)一結(jié)論。有學(xué)者認(rèn)為較大的TMT 增加了群體在決策過程中能夠吸收和回憶的項(xiàng)目數(shù)量以及在評(píng)估問題時(shí)可以應(yīng)用和考慮的視角范圍（陶建宏等，2013）［2］。而有些學(xué)者認(rèn)為較大的TMT會(huì)產(chǎn)生更多的認(rèn)知沖突，降低企業(yè)決策的速度，從而反向影響企業(yè)的績效，不利于企業(yè)健康成長（Roberson and Holmes，2017）［3］。此外，高管的同質(zhì)性有利于形成共識(shí)，在群體決策中更好合作，從而加強(qiáng)影響公司長久生存和永續(xù)發(fā)展的決策（孫玥璠等，2019）［4］。同時(shí)高管同質(zhì)性使團(tuán)隊(duì)成員易于交流和溝通，高管可以利用共享經(jīng)驗(yàn)和行業(yè)經(jīng)驗(yàn)，進(jìn)行資源獲取和整合，進(jìn)而促進(jìn)新戰(zhàn)略的創(chuàng)新和實(shí)施（楊林，2020）［5］。當(dāng)面臨更具競爭性的商業(yè)環(huán)境時(shí)，及時(shí)分析企業(yè)內(nèi)外部環(huán)境，通過創(chuàng)新企業(yè)商業(yè)模式以提升企業(yè)競爭力并滿足顧客需求，實(shí)現(xiàn)企業(yè)的穩(wěn)定發(fā)展（楊俊等，2020）［6］。而高管團(tuán)隊(duì)同質(zhì)性往往與穩(wěn)定的組織環(huán)境具有高度匹配性。高管成員的認(rèn)知水平、理念和經(jīng)驗(yàn)的趨同雖然在提高團(tuán)隊(duì)凝聚力和加強(qiáng)團(tuán)隊(duì)協(xié)作方面有積極作用，但是同樣也會(huì)導(dǎo)致成員不能及時(shí)發(fā)覺企業(yè)管理存在的問題。所以，穩(wěn)定的組織環(huán)境面對(duì)的常態(tài)化問題通常從同質(zhì)化的角度分析（朱晉偉，2017）［7］。

而異質(zhì)化的高管團(tuán)隊(duì)由于背景特征的多樣性易形成建設(shè)性辯論，對(duì)管理中出現(xiàn)的問題反應(yīng)靈敏，促進(jìn)企業(yè)全面認(rèn)識(shí)動(dòng)態(tài)多變的外部環(huán)境，從而及時(shí)感知市場機(jī)會(huì)并規(guī)避市場風(fēng)險(xiǎn)，推動(dòng)組織創(chuàng)新變革。復(fù)雜的組織環(huán)境往往與異質(zhì)性更匹配，因此解決動(dòng)態(tài)環(huán)境下的特殊問題通常從異質(zhì)化的角度分析（孫凱等，2019）［8］。現(xiàn)有的實(shí)證研究主要選擇性別（徐細(xì)雄和李搖琴，2018）［9］、教育背景（楊浩等，2015）［10］、職業(yè)背景（沈睿等，2020）［11］、海外背景（Cui and Zhang，2019）［12］、國籍（Boone and Lokshin，2019）［13］等作為人口統(tǒng)計(jì)學(xué)異質(zhì)性的指標(biāo)。本文結(jié)合數(shù)據(jù)的可獲得性和大多企業(yè)高管的人口統(tǒng)計(jì)學(xué)特征，將高管團(tuán)隊(duì)異質(zhì)性劃分為性別、教育背景、職能經(jīng)驗(yàn)三個(gè)測量維度并探究其與企業(yè)成長性的關(guān)系。

Hambrick 和Mason（1984）提出高管能力是組織動(dòng)態(tài)能力的起源，高層管理者通過整合管理和組織微觀基礎(chǔ)來提高企業(yè)動(dòng)態(tài)能力［1］。高管團(tuán)隊(duì)在組織中有著重要地位，它影響著公司的人力資本、社會(huì)資本和組織資本等知識(shí)性資本（Bendig and Strese，2017）［14］，它既是企業(yè)財(cái)務(wù)資源、信息資源、技術(shù)資源的操作者，也是企業(yè)實(shí)物資源的掌控者。而這些知識(shí)型資本和組織自身資源又是組織層面的微觀基礎(chǔ)，最終能夠促進(jìn)公司動(dòng)態(tài)能力的發(fā)展（Helfat and Peteraf，2015）［15］。組織的動(dòng)態(tài)演化過程離不開高管團(tuán)隊(duì)的管理經(jīng)驗(yàn)，高層管理者運(yùn)用動(dòng)態(tài)能力獲取、整合、重構(gòu)自身和組織資源，進(jìn)而創(chuàng)新流程和產(chǎn)品、調(diào)整運(yùn)營慣例、推行戰(zhàn)略決策，促進(jìn)企業(yè)可持續(xù)發(fā)展。

本文首先對(duì)有關(guān)TMT 的文獻(xiàn)進(jìn)行回顧。接著討論TMT 異質(zhì)性的優(yōu)勢和劣勢并提出相關(guān)研究假設(shè)，據(jù)此構(gòu)建研究模型以及描述中介效應(yīng)檢驗(yàn)流程，并報(bào)告TMT 異質(zhì)性與企業(yè)成長性之間的直接關(guān)系以及中介作用結(jié)果，在此基礎(chǔ)上描述并展示驗(yàn)證性因素分析的結(jié)果，得出最終研究的結(jié)論。

三、理論分析與研究假設(shè)

（一）高管團(tuán)隊(duì)異質(zhì)性與企業(yè)成長性

首先，高管團(tuán)隊(duì)性別異質(zhì)性反映了不同性別的管理者在決策偏好和領(lǐng)導(dǎo)能力方面的差異。第一是決策偏好。男性高管具有冒險(xiǎn)精神，在企業(yè)的管理決策中往往更自信，面對(duì)投資風(fēng)險(xiǎn)時(shí)，通常會(huì)做出高風(fēng)險(xiǎn)和高回報(bào)的風(fēng)險(xiǎn)性決策。而女性高管比較謹(jǐn)慎，不過度自信，面對(duì)投資風(fēng)險(xiǎn)時(shí)往往采取保守穩(wěn)健的投資組合（熊艾倫等，2018）［16］。第二是競爭意識(shí)。以往研究表明女性高管對(duì)競爭行為比較排斥，其表現(xiàn)出來的競爭意識(shí)也沒有男性高管強(qiáng)烈，在競爭環(huán)境中的表現(xiàn)往往不如男性高管。第三是領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格。女性高管的領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格偏向民主，注重團(tuán)隊(duì)合作，愿意避免沖突，相較于男性較少侵占中小股東利益；而男性高管傾向于獨(dú)斷專制的領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格。所以，合理的異質(zhì)性可以使成員從多個(gè)角度思考問題，促使男女高管的領(lǐng)導(dǎo)能力和決策偏好優(yōu)劣互補(bǔ)，進(jìn)而提高企業(yè)決策的質(zhì)量并促進(jìn)企業(yè)發(fā)展。

其次，高管團(tuán)隊(duì)教育水平異質(zhì)性反映了個(gè)體認(rèn)知能力和決策依據(jù)的差異。雖然認(rèn)知水平的差異會(huì)給高管成員的溝通交流帶來障礙，加大內(nèi)部意見分歧，使團(tuán)隊(duì)成員無法達(dá)到一致的共識(shí)，影響團(tuán)隊(duì)協(xié)作效率，不利于企業(yè)長期穩(wěn)定發(fā)展，但是團(tuán)隊(duì)合理的教育差異可以使團(tuán)隊(duì)成員取長補(bǔ)短，多視角、多方面衡量決策的可行性，制定出高復(fù)雜性的競爭策略。擁有較高教育水平的高管學(xué)習(xí)能力強(qiáng)、社會(huì)認(rèn)知水平較高，面對(duì)復(fù)雜多變的組織環(huán)境能夠有效獲取并處理所需信息，能夠及時(shí)調(diào)整企業(yè)戰(zhàn)略決策、創(chuàng)新企業(yè)商業(yè)模式；而接受技術(shù)教育的高管往往有豐富的業(yè)務(wù)經(jīng)驗(yàn)，他們對(duì)技術(shù)環(huán)境的變化反應(yīng)更敏感（張兆國，2018）［17］?？偠灾哂薪逃愘|(zhì)性的高管團(tuán)隊(duì)能夠從不同渠道獲取多元的信息和知識(shí)，從不同的角度去思考問題。這有利于企業(yè)制定出覆蓋多層面的策略組合，并促進(jìn)企業(yè)的商業(yè)模式創(chuàng)新（胡寶亮等，2020）［18］，給企業(yè)持續(xù)穩(wěn)定發(fā)展帶來更多可能性。

最后，高管職能背景異質(zhì)性反映高管成員工作經(jīng)歷以及對(duì)不同專業(yè)知識(shí)的掌握和理解程度的差異。在企業(yè)的管理團(tuán)隊(duì)中有些成員專注于產(chǎn)品推廣和市場營銷，有些成員致力于產(chǎn)品的研發(fā)和設(shè)計(jì)，還有些成員利用自身的金融背景或財(cái)務(wù)背景合理配置企業(yè)財(cái)務(wù)、實(shí)物和人力資源（Bermiss 等，2015）［19］。有研究發(fā)現(xiàn)，多樣化的職能背景使管理者基于自身的專業(yè)認(rèn)知，從多角度、多渠道分析企業(yè)面對(duì)的問題，有利于企業(yè)根據(jù)豐富的信息資源更好地適應(yīng)復(fù)雜多變的動(dòng)態(tài)環(huán)境（鄧新明等，2021）［20］106。高管團(tuán)隊(duì)職能經(jīng)驗(yàn)的異質(zhì)性有效解決狹隘的思維定式問題，促進(jìn)高管團(tuán)隊(duì)共享管理經(jīng)驗(yàn)，提高團(tuán)隊(duì)創(chuàng)造性解決問題的能力。崔小雨和陳春花等（2018）［21］強(qiáng)調(diào)，職能背景差異直接關(guān)系成員實(shí)踐經(jīng)驗(yàn)的積累，而實(shí)踐經(jīng)驗(yàn)的差別使他們對(duì)組織外部不同風(fēng)險(xiǎn)的感知程度也大相徑庭。因此，不同職能背景的管理人員通過交流合作可以提高對(duì)外部風(fēng)險(xiǎn)和機(jī)會(huì)的識(shí)別能力，進(jìn)而促進(jìn)企業(yè)績效。基于以上分析，本文提出假設(shè)1。

H1a：高管性別異質(zhì)性對(duì)企業(yè)成長性有顯著正向影響；

H1b：高管教育背景異質(zhì)性對(duì)企業(yè)成長性有顯著正向影響；

H1c：高管職能經(jīng)驗(yàn)異質(zhì)性對(duì)企業(yè)成長性有顯著正向影響。

（二）動(dòng)態(tài)能力的中介作用

高管能力是組織動(dòng)態(tài)能力的微觀起源，高管成員利用自身的專業(yè)知識(shí)和經(jīng)驗(yàn)積累進(jìn)行企業(yè)戰(zhàn)略管理離不開組織的動(dòng)態(tài)能力（Mitchell等，2020）［22］。動(dòng)態(tài)能力是企業(yè)感知市場環(huán)境變化，抓住新機(jī)會(huì)，對(duì)知識(shí)性資產(chǎn)、實(shí)物資產(chǎn)、財(cái)務(wù)資源進(jìn)行協(xié)調(diào)、整合和重組，從而獲取持續(xù)長久競爭力并適應(yīng)動(dòng)態(tài)環(huán)境的能力（Augier and Teece，2009）［23］。通過對(duì)自身和組織資源的創(chuàng)新化管理，使企業(yè)健康持續(xù)地成長。關(guān)于動(dòng)態(tài)能力維度的劃分，理論界各抒己見，本文選取吸收能力、適應(yīng)能力和財(cái)務(wù)柔性作為動(dòng)態(tài)能力的三要素。高管人員的認(rèn)知水平和領(lǐng)導(dǎo)能力不具有外顯性，這一特性使企業(yè)無法在較短的時(shí)間內(nèi)及時(shí)發(fā)揮高層管理者的能力以有效應(yīng)對(duì)競爭激烈的環(huán)境。因而，如果企業(yè)要想在市場經(jīng)濟(jì)中取得競爭優(yōu)勢并持續(xù)創(chuàng)造價(jià)值，就需要組織具備較強(qiáng)的吸收能力和適應(yīng)能力，并儲(chǔ)備一定的財(cái)務(wù)柔性。

吸收能力是企業(yè)學(xué)習(xí)和利用外部知識(shí)并將新知識(shí)和新技能轉(zhuǎn)化為經(jīng)營成果的能力。吸收能力作用的發(fā)揮需要經(jīng)歷三個(gè)連續(xù)的過程：①識(shí)別外部有價(jià)值的信息和資源。②利用創(chuàng)新化思維將外部有價(jià)值的知識(shí)與企業(yè)自身的知識(shí)相結(jié)合開發(fā)新知識(shí)。③開發(fā)出的新知識(shí)形成企業(yè)自身的核心能力，將其用于商業(yè)目的，進(jìn)而實(shí)現(xiàn)企業(yè)的競爭優(yōu)勢。而高管人員對(duì)上述三個(gè)過程的實(shí)現(xiàn)起到關(guān)鍵性作用：首先，高管成員的異質(zhì)性使組織充分利用管理者的社會(huì)資源和客戶資源，并結(jié)合其行業(yè)經(jīng)驗(yàn)和專業(yè)知識(shí)，快速有效識(shí)別外部有價(jià)值的知識(shí)；其次，異質(zhì)性的高管成員通過集思廣益，促進(jìn)外部知識(shí)與自身知識(shí)的融合，最終形成企業(yè)的內(nèi)部創(chuàng)新資源；最后，不同職能背景的高管人員充分發(fā)揮其專業(yè)能力，進(jìn)而將新知識(shí)用于企業(yè)的生產(chǎn)經(jīng)營，最終轉(zhuǎn)化為企業(yè)的經(jīng)營成果，為企業(yè)健康成長提供有力的支撐。因而，高管團(tuán)隊(duì)異質(zhì)性可以通過影響組織吸收能力來促進(jìn)企業(yè)的穩(wěn)定成長。

適應(yīng)能力是對(duì)企業(yè)自身知識(shí)性資源、實(shí)物資源、財(cái)務(wù)資源等進(jìn)行協(xié)調(diào)、整合和重組以應(yīng)對(duì)環(huán)境變化的能力。而構(gòu)建組織的適應(yīng)能力需要高管成員感知外部環(huán)境威脅，識(shí)別有利的戰(zhàn)略機(jī)遇，調(diào)整企業(yè)的組織結(jié)構(gòu)，開發(fā)新產(chǎn)品和新流程去適應(yīng)新環(huán)境。以往研究也表明，組織的適應(yīng)能力受管理者領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格（Lopez-Cabrales 等，2017）［24］、管理者認(rèn)知（Kor and Mesko，2013）［25］、管理者經(jīng)驗(yàn)及知識(shí)的影響（Rodenbach and Brettel，2012）［26］。多元化的高管團(tuán)隊(duì)通過總結(jié)歷史經(jīng)驗(yàn)、明晰行業(yè)現(xiàn)狀并預(yù)測未來趨勢，設(shè)計(jì)出更有利于企業(yè)發(fā)展的資源配置方案和組織形式。因而，高管團(tuán)隊(duì)異質(zhì)性會(huì)影響企業(yè)資源配置的多樣性，通過作用于組織適應(yīng)能力而影響企業(yè)的經(jīng)營和創(chuàng)新績效，進(jìn)一步影響企業(yè)的持續(xù)成長。

財(cái)務(wù)柔性是企業(yè)通過儲(chǔ)備一定的現(xiàn)金和保留合適的負(fù)債以避免投資不足和財(cái)務(wù)困境的能力（曾愛明，2013）［27］，是管理者關(guān)注的中心問題。其發(fā)揮作用需要經(jīng)歷以下幾個(gè)過程：①為應(yīng)對(duì)環(huán)境的不確定性而提前儲(chǔ)備一定的現(xiàn)金和保留合適的負(fù)債；②當(dāng)環(huán)境發(fā)生變化時(shí)，及時(shí)調(diào)整財(cái)務(wù)資源儲(chǔ)備資金的流動(dòng)性；③發(fā)揮財(cái)務(wù)柔性的預(yù)防和利用屬性，外部環(huán)境的不確定性很大程度上對(duì)企業(yè)籌集資金產(chǎn)生不利影響，利用企業(yè)的財(cái)務(wù)柔性可以有效避免意外風(fēng)險(xiǎn)，儲(chǔ)備一定的財(cái)務(wù)柔性有利于企業(yè)在動(dòng)態(tài)變化的市場環(huán)境中抓住有利的投資機(jī)會(huì)。不同性別的管理人員對(duì)風(fēng)險(xiǎn)的識(shí)別和把握程度不同。男性高管往往過度自信，容易接受風(fēng)險(xiǎn)高的投資行為，導(dǎo)致企業(yè)負(fù)債水平過高，現(xiàn)金持有水平過低，無法發(fā)揮財(cái)務(wù)柔性的預(yù)防和利用屬性；女性高管思想過于保守和厭惡風(fēng)險(xiǎn)的特性會(huì)導(dǎo)致企業(yè)財(cái)務(wù)狀況過于穩(wěn)健，財(cái)務(wù)資源靈活性不足，往往喪失有利投資機(jī)會(huì)。因而，性別異質(zhì)性有利于高管成員之間取長補(bǔ)短，有效發(fā)揮財(cái)務(wù)柔性的預(yù)防和利用屬性，從而實(shí)現(xiàn)企業(yè)的長遠(yuǎn)發(fā)展。同時(shí)，多元化的職能經(jīng)驗(yàn)和異質(zhì)性的教育背景能夠給企業(yè)帶來更多的信息源，在外部環(huán)境發(fā)生變化時(shí)，能夠制定更有利企業(yè)經(jīng)營的財(cái)務(wù)戰(zhàn)略，積極促進(jìn)企業(yè)成長。

基于以上分析，本文提出假設(shè)2。

H2：動(dòng)態(tài)能力在高管團(tuán)隊(duì)異質(zhì)性對(duì)企業(yè)成長性的影響過程中發(fā)揮中介作用。具體而言：

H2a：動(dòng)態(tài)能力在高管性別異質(zhì)性對(duì)企業(yè)成長性的影響過程中起中介作用；

H2b：動(dòng)態(tài)能力在高管教育異質(zhì)性對(duì)企業(yè)成長性的影響過程中起中介作用；

H2c：動(dòng)態(tài)能力在高管職能經(jīng)驗(yàn)異質(zhì)性對(duì)企業(yè)成長性的影響過程中起中介作用。

四、研究設(shè)計(jì)

（一）數(shù)據(jù)來源

本文選取2015—2019 年中國制造業(yè)A 股上市企業(yè)數(shù)據(jù)作為樣本，所有數(shù)據(jù)都來源于國泰安數(shù)據(jù)庫（CSMAR），高管特征數(shù)據(jù)來自國泰安公司研究系列中的治理結(jié)構(gòu)數(shù)據(jù)庫里的高管動(dòng)態(tài)下的高管個(gè)人資料文件，其他財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)來自國泰安公司研究系列里的財(cái)務(wù)報(bào)表數(shù)據(jù)庫。依據(jù)慣例，剔除ST、*ST和數(shù)據(jù)缺失的企業(yè)，最終得到2 257 個(gè)非平衡面板數(shù)據(jù)，其中2015—2019 年有效研究對(duì)象分別為331、446、481、497、502 家。考慮高管異質(zhì)性對(duì)企業(yè)動(dòng)態(tài)能力影響的滯后性，本文將企業(yè)成長性的觀察時(shí)間做滯后一期處理。本文用SPSS、Stata和Excel對(duì)研究變量進(jìn)行處理。

（二）變量界定

1.因變量：企業(yè)成長性（Growth）

本文借鑒章劉成和夏萍（2020）［28］的研究方法，以凈資產(chǎn)增長率度量企業(yè)成長性。計(jì)算公式為：

凈資產(chǎn)增長率=1/2（第二年末凈資產(chǎn)/第一年末凈資產(chǎn)+第三年末凈資產(chǎn)/第二年末凈資產(chǎn)）-1

2.自變量：高管團(tuán)隊(duì)異質(zhì)性（TMT）

本文借鑒鄧興明（2021）［20］的研究方法，采用Herfindal-Hirschman 指數(shù)度量高管性別異質(zhì)性（Sex）、高管教育異質(zhì)性（Edu）和高管職能經(jīng)驗(yàn)異質(zhì)性（Fun）。計(jì)算公式為：

其中：pi指高管成員中第i類成員所占比重；n代表性別、教育和職能經(jīng)驗(yàn)的類別。女性取值為0，男性取值為1。依據(jù)CSMAR 分類標(biāo)準(zhǔn)，高管職能背景分為14類，教育背景分為6類。H值在0～1之間，H值越大，說明高管團(tuán)隊(duì)的性別、教育和職能經(jīng)驗(yàn)異質(zhì)性程度越高。

3.中介變量：動(dòng)態(tài)能力（Dynamic）

本文對(duì)吸收能力和適應(yīng)能力的度量借鑒趙鳳等（2016）［29］的研究方法，對(duì)財(cái)務(wù)柔性的度量借鑒曾愛民［27］的研究方法。具體計(jì)算方法如下：

（1）吸收能力：以研發(fā)支出強(qiáng)度（R&D）度量吸收能力。R&D=研發(fā)支出/營業(yè)收入。

（2）適應(yīng)能力：采用研發(fā)、資本和廣告支出調(diào)整的變異系數(shù)（Acv）衡量適應(yīng)能力。Acv 值越大，企業(yè)的適應(yīng)能力越強(qiáng)。

Acv =-σ/m■an

其中：σ為研發(fā)、資本及廣告支出強(qiáng)度的標(biāo)準(zhǔn)差；m■an為三種支出強(qiáng)度的平均值。

（3）財(cái)務(wù)柔性：財(cái)務(wù)柔性（FF）=現(xiàn)金柔性（eff）+負(fù)債柔性（dff），其中：現(xiàn)金柔性=企業(yè)現(xiàn)金比率-行業(yè)現(xiàn)金比率；負(fù)債柔性=Max（0，行業(yè)平均負(fù)債率-企業(yè)資產(chǎn)負(fù)債率）。

4.控制變量

本文選取公司規(guī)模（Size）、凈資產(chǎn)收益率（Roe）和產(chǎn)權(quán)比率（Equ）作為控制變量。

（三）模型構(gòu)建

1.高管異質(zhì)性與企業(yè)成長性

為驗(yàn)證高管異質(zhì)性對(duì)企業(yè)成長性的影響，構(gòu)建以下模型：

模型（1）為控制變量與企業(yè)成長性的回歸，在模型（1）的基礎(chǔ)上分別引入自變量高管性別異質(zhì)性、高管教育異質(zhì)性和高管職能經(jīng)驗(yàn)異質(zhì)性，得到模型（2）、模型（3）和模型（4），分別檢驗(yàn)H1a、H1b和H1c。當(dāng)模型（2）中性別異質(zhì)性的系數(shù)α1是顯著的正數(shù)時(shí)，H1a 成立，否則拒絕原假設(shè)；當(dāng)模型（3）中教育異質(zhì)性的系數(shù)α1為正數(shù)且達(dá)到顯著性水平時(shí)，H1b 得到實(shí)證支持，否則假設(shè)不成立；當(dāng)模型（4）中職能經(jīng)驗(yàn)異質(zhì)性的系數(shù)α1為顯著的正數(shù)時(shí)，H1c成立，否則假設(shè)不成立。

2.中介效應(yīng)

為檢驗(yàn)H2a，構(gòu)建以下模型。當(dāng)Dynamic=R&D，可以檢驗(yàn)吸收能力的中介作用是否存在；當(dāng)Dynamic=Acv，可以檢驗(yàn)適應(yīng)能力的中介作用是否存在；當(dāng)Dynamic=FF，可以檢驗(yàn)財(cái)務(wù)柔性的中介效應(yīng)。

根據(jù)溫忠麟等［30］對(duì)中介效應(yīng)模型及檢驗(yàn)流程的分析，本研究采用逐步回歸法與Bootstrap法相結(jié)合的中介效應(yīng)分析流程，具體分析流程如下：①檢驗(yàn)方程（5）中性別異質(zhì)性的系數(shù)α1是否達(dá)到顯著性水平，當(dāng)α1顯著時(shí)按中介效應(yīng)立論，當(dāng)α1不顯著時(shí)按遮掩效應(yīng)立論。②分別檢驗(yàn)方程（6）中性別異質(zhì)性的系數(shù)β1和方程（7）中動(dòng)態(tài)能力的系數(shù)λ2是否顯著，若兩個(gè)系數(shù)均顯著，則動(dòng)態(tài)能力的間接效應(yīng)顯著，進(jìn)行步驟④；若β1和λ2中有一個(gè)不顯著，則進(jìn)行步驟③Bootstrap 檢驗(yàn)。③通過Bootstrap 法檢驗(yàn)β1與λ2的乘積是否顯著不為0，如果顯著不為0，則動(dòng)態(tài)能力的間接效應(yīng)顯著，進(jìn)行步驟④；如果β1λ2不顯著，則終止檢驗(yàn)流程，動(dòng)態(tài)能力不存在中介作用。④檢驗(yàn)方程（7）中性別異質(zhì)性的系數(shù)λ1是否顯著，如果λ1不顯著，則動(dòng)態(tài)能力起完全中介作用；如果系數(shù)λ1顯著，則性別異質(zhì)性的直接效應(yīng)顯著，進(jìn)行下一步分析。⑤觀察β1λ2的積與λ1是否同號(hào)，如果同號(hào)，則動(dòng)態(tài)能力發(fā)揮部分中介作用，同時(shí)報(bào)告性別異質(zhì)性的間接作用β1λ2和動(dòng)態(tài)能力的中介效應(yīng)占比β1λ2/α1；如果異號(hào)，則為遮掩效應(yīng)。

為檢驗(yàn)H2b，即動(dòng)態(tài)能力在高管教育水平異質(zhì)性與企業(yè)成長性關(guān)系中的中介作用，構(gòu)建以下模型。當(dāng)Dynamic=R&D，可以檢驗(yàn)吸收能力的中介作用是否存在；當(dāng)Dynamic=Acv，可以檢驗(yàn)適應(yīng)能力的中介作用是否存在；當(dāng)Dynamic=FF，可以檢驗(yàn)財(cái)務(wù)柔性的中介效應(yīng)。分析流程與檢驗(yàn)H2a 時(shí)類似。

為檢驗(yàn)H2c，即動(dòng)態(tài)能力在高管職能經(jīng)驗(yàn)異質(zhì)性與企業(yè)成長性關(guān)系中的中介作用，構(gòu)建以下模型。該組模型與方程（5）、（6）、（7）類似，分析中介效應(yīng)的流程可參照檢驗(yàn)H2a的步驟。

上述方程中，α0、β0、λ0均為常數(shù)；ε為隨機(jī)誤差，α1、β1、λ1、λ2均為相關(guān)系數(shù)。

五、實(shí)證分析

（一）描述性統(tǒng)計(jì)與相關(guān)性分析

本文對(duì)主要研究變量進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì)與相關(guān)性分析，具體結(jié)果見表1所列。根據(jù)描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果可知，企業(yè)成長性的均值為2.459，說明樣本企業(yè)具有一定的成長性，企業(yè)成長性的標(biāo)準(zhǔn)差為1.932，表明不同企業(yè)的企業(yè)成長性具有較大差異性；高管性別異質(zhì)性的均值為0.226，標(biāo)準(zhǔn)差為0.175，表明樣本企業(yè)的性別異質(zhì)性普遍較?。桓吖苈毮芙?jīng)驗(yàn)異質(zhì)性的均值為0.689，標(biāo)準(zhǔn)差為0.088，樣本標(biāo)準(zhǔn)差較小，說明樣本企業(yè)高管的職能背景分布具有一定的一致性；中介變量中吸收能力的均值為0.028，說明樣本企業(yè)的平均研發(fā)支出強(qiáng)度為2.8%；樣本企業(yè)適應(yīng)能力的均值為-0.771，表明企業(yè)的資源配置并不均衡，企業(yè)的平均適應(yīng)能力水平較低；財(cái)務(wù)柔性的均值為0.067，表明企業(yè)的平均財(cái)務(wù)柔性儲(chǔ)備水平比較低。

表1 變量描述性統(tǒng)計(jì)和相關(guān)系數(shù)矩陣

根據(jù)相關(guān)性分析結(jié)果可知，自變量高管團(tuán)隊(duì)異質(zhì)性和中介變量動(dòng)態(tài)能力都在0.05 的水平下與因變量企業(yè)成長性顯著相關(guān)。除性別異質(zhì)性與吸收能力、性別異質(zhì)性與適應(yīng)能力以及教育異質(zhì)性與吸收能力這三對(duì)變量間不存在顯著相關(guān)性（p＞0.1），高管團(tuán)隊(duì)異質(zhì)性與動(dòng)態(tài)能力的其他變量間都存在顯著相關(guān)性（p＜0.05）。由共線性檢驗(yàn)結(jié)果可知，回歸方程的特征根不等于0，容忍度接近1，VIF的值均小于5，這些條件說明變量之間不存在嚴(yán)重的多重線性問題。

（二）高管團(tuán)隊(duì)異質(zhì)性與企業(yè)成長性的回歸分析

表2 列示了高管團(tuán)隊(duì)異質(zhì)性（包括高管性別異質(zhì)性、高管教育異質(zhì)性和高管職能經(jīng)驗(yàn)異質(zhì)性）與企業(yè)成長性的多層次回歸結(jié)果。各回歸方程的F統(tǒng)計(jì)量都通過檢驗(yàn)。由表2 可知，公司規(guī)模（α1=-0.477，p＜0.01）和產(chǎn)權(quán)比率（α2=-0.382，p＜0.01）對(duì)企業(yè)成長性存在顯著負(fù)向影響，凈資產(chǎn)收益率（α3=2.690，p＜0.01）對(duì)企業(yè)成長性產(chǎn)生顯著正向影響。在模型1 的基礎(chǔ)上分別引入解釋變量高管性別異質(zhì)性、高管教育異質(zhì)性和高管職能經(jīng)驗(yàn)異質(zhì)性，得到模型2、模型3 和模型4。由模型2 可知，高管性別異質(zhì)性（α1=-0.005，p＞0.01）對(duì)企業(yè)成長性存在負(fù)向但并不顯著的影響；由模型3 可知，教育異質(zhì)性（α1=0.321，p＜0.01）對(duì)企業(yè)成長性產(chǎn)生顯著正向影響；由模型4 可知，高管職能經(jīng)驗(yàn)異質(zhì)性（α1=0.123，p＜0.1）與企業(yè)成長性在10%的顯著性水平上顯著正相關(guān)。綜上可知，H1b 和H1c 得到支持，H1a不成立。

表2 高管團(tuán)隊(duì)異質(zhì)性與企業(yè)成長性的多層次回歸結(jié)果

（三）動(dòng)態(tài)能力的中介作用

表3 列示了動(dòng)態(tài)能力對(duì)高管性別異質(zhì)性與企業(yè)成長性的中介作用的回歸結(jié)果，各回歸方程的F統(tǒng)計(jì)量都通過檢驗(yàn)，回歸方程顯著；R2系數(shù)都大于0.3，回歸方程的擬合優(yōu)度較好。模型1 是性別異質(zhì)性與企業(yè)成長性的回歸結(jié)果，模型2 是性別異質(zhì)性與吸收能力的回歸結(jié)果，模型3 是在模型1 的基礎(chǔ)上加入中介變量吸收能力后的回歸結(jié)果。由模型1可知，性別異質(zhì)性（α1=-0.005，p＞0.1）對(duì)企業(yè)成長性存在負(fù)向但并不顯著的影響；由模型2 可知，性別異質(zhì)性（β1=0.009，p＜0.1）對(duì)企業(yè)吸收能力產(chǎn)生顯著的正向作用；由模型3 可知，吸收能力（λ2=-2.130，p＜0.01）對(duì)企業(yè)成長性存在顯著的負(fù)向影響，性別異質(zhì)性（λ1=0.015，p＞0.1）對(duì)企業(yè)成長性的直接作用并不顯著；又由于β1λ2與λ1異號(hào)，所以吸收能力的間接效應(yīng)顯著，但不產(chǎn)生中介效應(yīng)。模型4 是性別異質(zhì)性與適應(yīng)能力的回歸結(jié)果，模型5 是在模型1 的基礎(chǔ)上加入中介變量適應(yīng)能力后的回歸結(jié)果。由模型4 可知，性別異質(zhì)性（β1=0.002，p＞0.1）與企業(yè)適應(yīng)能力存在正向但不顯著的影響；由模型5 可知，企業(yè)的適應(yīng)能力（λ2=-0.607，p＜0.01）對(duì)企業(yè)成長性產(chǎn)生顯著的負(fù)向影響；用 Bootstrap 法檢驗(yàn)β1λ2可知間接效應(yīng)并不顯著，因此適應(yīng)能力在性別異質(zhì)性對(duì)企業(yè)成長性的影響過程中不存在中介效應(yīng)。模型6 是性別異質(zhì)性與財(cái)務(wù)柔性的回歸結(jié)果，模型7 是在模型1 的基礎(chǔ)上加入中介變量財(cái)務(wù)柔性后的回歸結(jié)果。由模型6 可知，性別異質(zhì)性（β1=0.018，p＞0.1）與企業(yè)財(cái)務(wù)柔性存在正向但不顯著的影響；由模型7可知，企業(yè)財(cái)務(wù)柔性（λ2=0.327，p＜0.05）對(duì)企業(yè)成長性產(chǎn)生顯著的正向影響；用Bootstrap 法檢驗(yàn)β1λ2可知間接效應(yīng)并不顯著，因此財(cái)務(wù)柔性不存在中介效應(yīng)。綜上可知，動(dòng)態(tài)能力在性別異質(zhì)性對(duì)企業(yè)成長性的影響過程中不存在中介作用，H2a 不成立。

表3 動(dòng)態(tài)能力對(duì)高管性別異質(zhì)性與企業(yè)成長性的中介作用的多層次回歸結(jié)果

表4 列示了動(dòng)態(tài)能力對(duì)高管教育異質(zhì)性與企業(yè)成長性的中介作用的回歸結(jié)果，各回歸方程的F統(tǒng)計(jì)量都通過檢驗(yàn)，回歸方程顯著；R2系數(shù)都大于0.3，回歸方程的擬合優(yōu)度較好。模型1是教育異質(zhì)性與企業(yè)成長性的回歸結(jié)果，由模型1 可知，教育異質(zhì)性對(duì)企業(yè)成長性的總效應(yīng)為0.321（p＜0.01）；模型2 是教育異質(zhì)性與吸收能力的回歸結(jié)果，由模型2 可知教育異質(zhì)性對(duì)吸收能力存在顯著的正向影響；模型3 是在模型1 的基礎(chǔ)上加入中介變量吸收能力后的回歸結(jié)果，由模型3 可知教育異質(zhì)性的直接效應(yīng)為0.011，在5%的顯著性水平下顯著；由于模型1中教育異質(zhì)性的相關(guān)系數(shù)（α1=0.321，p＜0.01）、模型2 中教育異質(zhì)性的相關(guān)系數(shù)（β1=0.011，p＜0.05）和模型3 中吸收能力的相關(guān)系數(shù)（λ2=-2.203，p＜0.01）都達(dá)到顯著水平，所以吸收能力的間接效應(yīng)顯著；模型3中的教育異質(zhì)性的相關(guān)系數(shù)（λ2=0.346，p＜0.01）依然顯著，但β1λ2與λ1異號(hào)，因此吸收能力不發(fā)揮中介作用，教育異質(zhì)性的間接效應(yīng)為-0.024，遮掩效應(yīng)占直接效應(yīng)的比例為0.070。模型4是教育異質(zhì)性與適應(yīng)能力的回歸結(jié)果，模型5是在模型1的基礎(chǔ)上加入中介變量適應(yīng)能力后的回歸結(jié)果，由模型4可知教育異質(zhì)性對(duì)適應(yīng)能力存在顯著的負(fù)向影響，由模型5可知教育異質(zhì)性的直接效應(yīng)為0.231；由于模型1 中教育異質(zhì)性的相關(guān)系數(shù)（α1=0.321，p＜0.01）、模型4 中教育異質(zhì)性的相關(guān)系數(shù)（β1=-0.149，p＜0.01）和模型5中適應(yīng)能力的相關(guān)系數(shù)（λ2=-0.604，p＜0.01）都達(dá)到顯著水平，且模型5 中的教育異質(zhì)性的相關(guān)系數(shù)（λ1=0.231，p＜0.01）依然顯著，因此適應(yīng)能力在教育異質(zhì)性與企業(yè)成長性間存在部分中介作用。模型6 是教育異質(zhì)性與財(cái)務(wù)柔性的回歸結(jié)果，模型7 是在模型1 的基礎(chǔ)上加入中介變量財(cái)務(wù)柔性后的回歸結(jié)果。由模型6 可知，教育異質(zhì)性（β1=0.003，p＜0.1）對(duì)企業(yè)財(cái)務(wù)柔性產(chǎn)生正向但不顯著的影響；由模型7 可知，財(cái)務(wù)柔性（λ2=0.314，p＜0.05）對(duì)企業(yè)成長性存在顯著的正向影響；用 Bootstrap 法檢驗(yàn)β1λ2可知間接效應(yīng)并不顯著，因此財(cái)務(wù)柔性在教育異質(zhì)性對(duì)企業(yè)成長性的影響過程中不存在中介效應(yīng)。綜上可知，適應(yīng)能力在教育異質(zhì)性對(duì)企業(yè)成長性的影響過程中發(fā)揮中介作用，而吸收能力存在遮掩效應(yīng)不存在中介效應(yīng)，財(cái)務(wù)柔性不存在中介效應(yīng)，H2b部分成立。

表4 動(dòng)態(tài)能力對(duì)高管教育異質(zhì)性與企業(yè)成長性的中介作用的多層次回歸結(jié)果

表5列示了動(dòng)態(tài)能力對(duì)高管職能經(jīng)驗(yàn)異質(zhì)性與企業(yè)成長性的中介作用的回歸結(jié)果，各回歸方程的F統(tǒng)計(jì)量都通過檢驗(yàn)，回歸方程顯著；R2系數(shù)都大于0.3，回歸方程的擬合優(yōu)度較好。模型1是職能經(jīng)驗(yàn)異質(zhì)性與企業(yè)成長性的回歸結(jié)果；模型2是職能經(jīng)驗(yàn)異質(zhì)性與吸收能力的回歸結(jié)果，由模型2可知職能經(jīng)驗(yàn)異質(zhì)性的相關(guān)系數(shù)為-0.019（p＜0.1），表明職能經(jīng)驗(yàn)異質(zhì)性對(duì)吸收能力存在顯著的負(fù)向作用；模型3是在模型1的基礎(chǔ)上加入中介變量吸收能力后的回歸結(jié)果；由于模型1中職能經(jīng)驗(yàn)異質(zhì)性的相關(guān)系數(shù)（α1=0.123，p＜0.1）、模型2 中職能經(jīng)驗(yàn)異質(zhì)性的相關(guān)系數(shù)（β1=-0.019，p＜0.01）和模型3中吸收能力的相關(guān)系數(shù)（λ2=-2.123，p＜0.01）都達(dá)到顯著水平，且模型3 中職能經(jīng)驗(yàn)異質(zhì)性的相關(guān)系數(shù)（λ1=0.083，p＜0.1）依然顯著，因此吸收能力在職能經(jīng)驗(yàn)異質(zhì)性與企業(yè)成長性間存在部分中介作用，職能經(jīng)驗(yàn)異質(zhì)性的間接效應(yīng)為0.040，中介效應(yīng)占總效應(yīng)的比例為0.327。模型4 是職能經(jīng)驗(yàn)異質(zhì)性與適應(yīng)能力的回歸結(jié)果，由模型4可知職能經(jīng)驗(yàn)異質(zhì)性對(duì)適應(yīng)能力存在顯著的負(fù)向影響；模型5 是在模型1的基礎(chǔ)上加入中介變量適應(yīng)能力后的回歸結(jié)果，由模型5可知職能經(jīng)驗(yàn)異質(zhì)性的直接效應(yīng)為-0.020，在10%的顯著性水平上顯著；由于模型4中職能經(jīng)驗(yàn)異質(zhì)性的相關(guān)系數(shù)（β1=-0.235，p＜0.01）、模型5中適應(yīng)能力的相關(guān)系數(shù)（λ2=-0.608，p＜0.01）都達(dá)到顯著水平，所以適應(yīng)能力的間接效應(yīng)顯著；模型5中的職能經(jīng)驗(yàn)異質(zhì)性的相關(guān)系數(shù)（λ1=-0.020，p＜0.1）依然顯著，但β1λ2與λ1異號(hào)，因此適應(yīng)能力不發(fā)揮中介作用，遮掩效應(yīng)比例為7.144。模型6是職能經(jīng)驗(yàn)異質(zhì)性與財(cái)務(wù)柔性的回歸結(jié)果，由模型6可知職能經(jīng)驗(yàn)異質(zhì)性對(duì)財(cái)務(wù)柔性發(fā)揮顯著的正向作用；模型7是在模型1的基礎(chǔ)上加入中介變量財(cái)務(wù)柔性后的回歸結(jié)果。由于模型1 中職能經(jīng)驗(yàn)異質(zhì)性的相關(guān)系數(shù)（α1=0.123，p＜0.1）、模型6 中職能經(jīng)驗(yàn)異質(zhì)性的相關(guān)系數(shù)（β1=0.103，p＜0.01）和模型7中財(cái)務(wù)柔性的相關(guān)系數(shù)（λ2=0.323，p＜0.05）都達(dá)到顯著水平，且模型7 中職能經(jīng)驗(yàn)異質(zhì)性的相關(guān)系數(shù)（λ1=0.089，p＜0.1）依然顯著，因此財(cái)務(wù)柔性發(fā)揮部分中介作用，財(cái)務(wù)柔性承擔(dān)的中介效應(yīng)為0.033，中介效應(yīng)比例為0.270。因此，吸收能力在高管職能經(jīng)驗(yàn)異質(zhì)性與企業(yè)成長性間存在部分中介作用。綜上可知，吸收能力和財(cái)務(wù)柔性在職能經(jīng)驗(yàn)異質(zhì)性對(duì)企業(yè)成長性的影響過程中發(fā)揮中介作用，而適應(yīng)能力存在遮掩效應(yīng)，H2c部分成立。

表5 動(dòng)態(tài)能力對(duì)高管職能經(jīng)驗(yàn)異質(zhì)性與企業(yè)成長性的中介作用的多層次回歸結(jié)果

六、穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了增強(qiáng)本文研究結(jié)果的可靠性，沿用本文上述分析方法和流程，采用托賓Q替代凈資產(chǎn)增長率作為企業(yè)成長性的衡量指標(biāo)，對(duì)模型進(jìn)行再回歸，檢驗(yàn)結(jié)果見表6、表7 和表8所列。由表 6 可知，性別異質(zhì)性（α1=0.046，p＞0.1）與企業(yè)成長性不存在顯著相關(guān)性；模型2—模型7 中主要變量的相關(guān)系數(shù)符號(hào)和顯著性與前文保持一致，依據(jù)前文的中介效應(yīng)檢驗(yàn)流程，依然可以得出動(dòng)態(tài)能力在性別異質(zhì)性對(duì)企業(yè)成長性的影響過程中不存在中介作用的結(jié)論。

表6 動(dòng)態(tài)能力對(duì)高管性別異質(zhì)性與企業(yè)成長性的中介作用的穩(wěn)定性檢驗(yàn)多層次回歸結(jié)果

由表7可知，教育異質(zhì)性（α1=0.266，p＜0.05）與企業(yè)成長性存在顯著的正相關(guān)關(guān)系；模型2—模型7中主要變量的相關(guān)系數(shù)符號(hào)和顯著性與前文保持一致，依據(jù)前文的中介效應(yīng)檢驗(yàn)流程，可以得到相同結(jié)論。適應(yīng)能力在教育異質(zhì)性對(duì)企業(yè)成長性的影響過程中發(fā)揮中介作用，而吸收能力存在遮掩效應(yīng)不存在中介效應(yīng)，財(cái)務(wù)柔性不存在中介效應(yīng)。

表7 動(dòng)態(tài)能力對(duì)高管教育異質(zhì)性與企業(yè)成長性的中介作用的穩(wěn)定性檢驗(yàn)多層次回歸結(jié)果

由表8可知，職能經(jīng)驗(yàn)異質(zhì)性（α1=0.135，p＜0.1）與企業(yè)成長性存在顯著的正相關(guān)關(guān)系；模型2—模型7 中的主要變量的相關(guān)系數(shù)符號(hào)和顯著性與前文保持一致，依據(jù)前文的中介效應(yīng)檢驗(yàn)流程，可以得到相同結(jié)論，即吸收能力和財(cái)務(wù)柔性在職能經(jīng)驗(yàn)異質(zhì)性對(duì)企業(yè)成長性的影響過程中發(fā)揮中介作用，而適應(yīng)能力存在遮掩效應(yīng)。

表8 動(dòng)態(tài)能力對(duì)高管職能經(jīng)驗(yàn)異質(zhì)性與企業(yè)成長性的中介作用的穩(wěn)定性檢驗(yàn)多層次回歸結(jié)果

綜上所述，在更換因變量的衡量指標(biāo)后，實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果顯示各變量回歸系數(shù)的符號(hào)和顯著性與前文基本保持一致，說明本文研究結(jié)果有較好的穩(wěn)健性。

七、研究結(jié)論、貢獻(xiàn)及未來展望

（一）研究結(jié)論

本文選取2015—2019 年中國制造業(yè)A 股上市企業(yè)數(shù)據(jù)作為樣本，對(duì)TMT 異質(zhì)性與企業(yè)成長性的關(guān)系以及動(dòng)態(tài)能力在TMT 異質(zhì)性對(duì)企業(yè)成長性影響過程中的中介作用進(jìn)行探討和實(shí)證分析。研究結(jié)論如下：①TMT性別異質(zhì)性與企業(yè)成長性沒有顯著相關(guān)關(guān)系，TMT教育背景異質(zhì)性和職能經(jīng)驗(yàn)異質(zhì)性對(duì)企業(yè)成長性有顯著正向作用。企業(yè)高管成員性別比例并不影響企業(yè)成長性；高管教育背景和職能背景的差異越大越有利于提高企業(yè)的成長性。②高管團(tuán)隊(duì)教育異質(zhì)性→適應(yīng)能力→企業(yè)成長性、高管團(tuán)隊(duì)職能經(jīng)驗(yàn)異質(zhì)性→吸收能力→企業(yè)成長性、高管團(tuán)隊(duì)職能經(jīng)驗(yàn)異質(zhì)性→財(cái)務(wù)柔性→企業(yè)成長性這三條路徑通過檢驗(yàn)，證實(shí)了動(dòng)態(tài)能力在高管團(tuán)隊(duì)異質(zhì)性與企業(yè)成長性的關(guān)系中存在重要的中介作用。

（二）理論貢獻(xiàn)與未來研究展望

本文的理論貢獻(xiàn)與創(chuàng)新點(diǎn)主要表現(xiàn)在以下幾個(gè)方面：①通過對(duì)以往文獻(xiàn)的相關(guān)理論成果進(jìn)行回顧，將高層梯隊(duì)理論與動(dòng)態(tài)能力理論進(jìn)行整合，構(gòu)建了以高管團(tuán)隊(duì)異質(zhì)性作為解釋變量、動(dòng)態(tài)能力作為中介變量、企業(yè)成長性作為被解釋變量的三者之間作用機(jī)制模型。揭示了高管團(tuán)隊(duì)異質(zhì)性、動(dòng)態(tài)能力與企業(yè)成長性之間作用機(jī)理以及影響模式。本研究進(jìn)一步豐富和完善了高管團(tuán)隊(duì)異質(zhì)性以及動(dòng)態(tài)能力對(duì)企業(yè)成長性影響研究的相關(guān)理論。②本文將動(dòng)態(tài)能力作為中介變量引入高管團(tuán)隊(duì)異質(zhì)性對(duì)企業(yè)成長性的研究框架中，通過探索動(dòng)態(tài)能力在高管團(tuán)隊(duì)異質(zhì)性與企業(yè)成長性這一因果鏈之間的作用路徑，揭示了高管團(tuán)隊(duì)異質(zhì)性影響企業(yè)成長性的“黑箱”問題，為打開高管團(tuán)隊(duì)異質(zhì)性影響企業(yè)成長性的“黑箱”問題作出了一定的貢獻(xiàn)。③以往大量研究對(duì)動(dòng)態(tài)能力變量的測度多通過問卷調(diào)查，而問卷調(diào)查的過程難以控制，其結(jié)果的可靠性也難以保障。而本文的研究數(shù)據(jù)都來源于國泰安數(shù)據(jù)庫，數(shù)據(jù)真實(shí)有效，研究結(jié)果具有一定的可靠性。

盡管本研究取得了一定的成果，但仍然存在著一些不足。依據(jù)國內(nèi)外學(xué)者的相關(guān)理論，高管團(tuán)隊(duì)異質(zhì)性對(duì)企業(yè)成長性的作用效應(yīng)在短時(shí)間內(nèi)并不顯著，需要合理設(shè)置滯后期。而本研究只設(shè)置滯后一年，滯后期的設(shè)置在很大程度上影響研究結(jié)論的準(zhǔn)確性。

本文的后續(xù)研究可在以下一些方向上展開：①TMT異質(zhì)性并不局限于性別、教育和職能背景這三個(gè)要素，高管團(tuán)隊(duì)的特征也不囿于異質(zhì)性。在今后的研究中，研究者們要不拘一格，深入探索一些愈加新穎獨(dú)特的客觀特征。②本研究的中介變量是動(dòng)態(tài)能力，而在TMT 異質(zhì)性對(duì)企業(yè)成長性的作用機(jī)制中起中介作用的因素不僅僅只有動(dòng)態(tài)能力，在后續(xù)研究中，可以探討TMT 異質(zhì)性的其他作用路徑。③本研究的動(dòng)態(tài)能力選取適應(yīng)能力、吸收能力和財(cái)務(wù)柔性這三個(gè)因素，但國內(nèi)外學(xué)者對(duì)動(dòng)態(tài)能力的界定沒有統(tǒng)一的觀點(diǎn)。在后續(xù)研究中，可以嘗試從一些新穎的維度入手，以期達(dá)到更好的研究效果。