楊 豪 楊 杰

1（中國科學(xué)院大學(xué)經(jīng)濟與管理學(xué)院，北京 100190）

2（上海交通大學(xué)安泰經(jīng)濟與管理學(xué)院，上海 200030）

引 言

2014年11月，習(xí)近平總書記在亞太經(jīng)合組織（APEC）工商領(lǐng)導(dǎo)人峰會上首次系統(tǒng)闡述 “新常態(tài)”，表明中國經(jīng)濟結(jié)構(gòu)不斷優(yōu)化升級，從要素驅(qū)動、投資驅(qū)動轉(zhuǎn)為創(chuàng)新驅(qū)動。2021年11月，習(xí)近平總書記在該峰會上的主旨演講中，進一步提出要加速科技創(chuàng)新和制度創(chuàng)新，培育經(jīng)濟發(fā)展新動能，使創(chuàng)新成為統(tǒng)籌經(jīng)濟發(fā)展和綠色轉(zhuǎn)型的有力支撐。自熊彼特提出創(chuàng)新理論以來，創(chuàng)新一直被認(rèn)為是企業(yè)可持續(xù)發(fā)展乃至社會經(jīng)濟增長的重要內(nèi)生變量。作為創(chuàng)新主體地位的企業(yè)，在日益加重的VUCA環(huán)境與數(shù)字化經(jīng)濟時代背景下，需要正視技術(shù)創(chuàng)新發(fā)展帶來的全新可能性，以變革姿態(tài)直面時代的挑戰(zhàn)與機會[1，2]。大量經(jīng)驗研究表明，創(chuàng)新與企業(yè)的核心競爭力形成呈顯著的正相關(guān)關(guān)系，創(chuàng)新活動能夠形成外溢效應(yīng)使創(chuàng)新成果在社會中傳播而產(chǎn)生更大的效益[3]。

企業(yè)的日常經(jīng)營與投資活動必須以資源支撐為前提，根據(jù)資源基礎(chǔ)理論，資源是構(gòu)建和維持企業(yè)持久核心競爭力的源泉。而進行重投入和高風(fēng)險的創(chuàng)新活動更需要大量的資源支持，否則難以為繼[4]。作為組織中實際的或潛在的一種閑置資源，在企業(yè)面臨外部創(chuàng)新融資約束的情境下，組織冗余能夠作為一種重要的內(nèi)部資源補償機制對創(chuàng)新活動形成支撐作用。組織理論學(xué)者多承認(rèn)組織冗余對企業(yè)創(chuàng)新活動的積極作用，Bourgeois（1981）[5]認(rèn)為組織冗余是企業(yè)的一種資源緩沖器，使企業(yè)能夠為了適應(yīng)內(nèi)外部變化而進行成功的緩沖及調(diào)整。 Gentry 等 （2016）[6]、Tyler和 Caner（2016）[7]認(rèn)為冗余資源使得公司能夠適應(yīng)外界環(huán)境變化，在不確定和動態(tài)環(huán)境中，為實現(xiàn)組織目標(biāo)提供額外靈活性的選擇，因此組織冗余促進了企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新。而代理理論學(xué)者認(rèn)為因委托人與職業(yè)經(jīng)理人目標(biāo)并不一致，致使經(jīng)理人存在動機利用組織冗余進行過度分散投資和各類 “面子工程”[8]。冗余資源的存在對經(jīng)理人有利，但是對于企業(yè)而言意味著資源的浪費和低效率，組織有必要壓減冗余，否則將不利于企業(yè)創(chuàng)新活動。

組織冗余與創(chuàng)新績效之間的關(guān)系悖論源于對組織冗余這一事物非黑即白的二元思維模式，事實上很可能由于 “好冗余”與 “壞冗余”同時作用，致使 “促進”與 “抑制”共存，最終體現(xiàn)為相互抵消后的復(fù)合效應(yīng)。另外受企業(yè)所處的情境差異與不同的外生變量沖擊也可能產(chǎn)生不一致的研究結(jié)論。作為關(guān)鍵外部情境因素，產(chǎn)品市場競爭對創(chuàng)新績效與組織冗余之間關(guān)系的影響并沒有得到學(xué)者廣泛關(guān)注。根據(jù)戰(zhàn)略經(jīng)濟學(xué)與產(chǎn)業(yè)組織理論，隨著新的企業(yè)不斷進入市場，激烈的產(chǎn)品市場競爭使得長期經(jīng)濟利潤逐步降低，企業(yè)為了能在競爭中取勝，必須采取多種創(chuàng)新手段，調(diào)整競爭策略，以獲取可持續(xù)競爭優(yōu)勢。適度的產(chǎn)品市場競爭能夠通過改善激勵有效性和信息透明度對職業(yè)經(jīng)理人進行監(jiān)管約束，提高企業(yè)創(chuàng)新效率[9]。 陶家強和李健 （2012）[10]認(rèn)為產(chǎn)品市場競爭可以作為一種外部治理機制，有效緩解組織冗余持有和利用的委托代理問題，企業(yè)需要逐步完善對各類冗余資源的識別、調(diào)配、運用與轉(zhuǎn)化機制以保持競爭優(yōu)勢。因此，產(chǎn)品市場競爭是研究組織冗余和創(chuàng)新績效兩者關(guān)系。

1 理論分析與假設(shè)提出

1.1 組織冗余與企業(yè)創(chuàng)新績效

隨著冗余資源的積累，各層級職業(yè)經(jīng)理人出于經(jīng)濟人的自利動機，會積極搜尋冗余資源以增加個人行使權(quán)力的自由度和工作產(chǎn)出的靈活性，由于企業(yè)還未形成有效識別、轉(zhuǎn)化和調(diào)用冗余資源的正式制度和規(guī)范流程，組織冗余會逐步形成嚴(yán)重的代理問題，以至于無法對企業(yè)創(chuàng)新績效產(chǎn)生正向貢獻而表現(xiàn)為抑制作用。一旦組織冗余跨過進行創(chuàng)新活動所需的最低資源閾值進入高冗余水平后，受多種內(nèi)外因素影響（如嚴(yán)格綁定職業(yè)經(jīng)理人績效的薪資預(yù)期、更加充滿活力與創(chuàng)造性的新生代員工加入[11]、企業(yè)家精神、產(chǎn)品市場競爭激烈程度、產(chǎn)品生命周期趨于縮短、社會與國家對企業(yè)科技創(chuàng)新的殷切呼吁、跨國企業(yè)的競爭等），并伴隨著中國企業(yè)識別冗余資源的正式制度和流程逐漸完善，企業(yè)進行各類創(chuàng)新行為的抗風(fēng)險能力顯著增強，組織冗余對創(chuàng)新績效的益處逐漸大于弊端，創(chuàng)新績效會隨著冗余資源的增加而同向變化。綜上分析，提出以下假設(shè)：

H1：創(chuàng)新績效與組織冗余之間呈現(xiàn)U型關(guān)系，即在某一突變點前，組織冗余表現(xiàn)出對創(chuàng)新績效的抑制作用，越過突變點后轉(zhuǎn)為促進作用。

1.2 不同水平組織冗余下的結(jié)構(gòu)性突變

細(xì)化研究顆粒度，在組織冗余的不同水平下，企業(yè)創(chuàng)新績效和組織冗余之間的U型關(guān)系可能會產(chǎn)生結(jié)構(gòu)性差異。從企業(yè)生命周期理論的視角來看，內(nèi)部組織冗余積累、調(diào)配及使用的過程一定程度上體現(xiàn)了企業(yè)發(fā)展的部分階段。在產(chǎn)品概念得到市場驗證的發(fā)展期，冗余資源匱乏，企業(yè)必須采取各種戰(zhàn)略行動充分利用有限的資源提高產(chǎn)品功能與質(zhì)量，以盡量滿足消費者需求，此時組織冗余對創(chuàng)新績效的復(fù)合效應(yīng)體現(xiàn)為促進作用。但隨著冗余資源的攀升，企業(yè)內(nèi)部暫時還未形成較為系統(tǒng)的識別和利用各類冗余資源的機制與流程，經(jīng)理人會出于自利動機或驕傲心理產(chǎn)生尋租行為，采取次優(yōu)行動，而當(dāng)冗余資源累積量一旦跨越觸發(fā)有效創(chuàng)新活動的突變點后，企業(yè)邁入成熟期，抗風(fēng)險與容忍失敗的能力大幅度提高，追求多元化與國際化的動機增強，創(chuàng)新績效也隨之升高。因此在組織冗余極低區(qū)間內(nèi)，組織冗余表現(xiàn)為對企業(yè)創(chuàng)新績效的促進作用，而在中高區(qū)間內(nèi)，仍然呈現(xiàn)出經(jīng)典的U型關(guān)系。如果直接采用變量均值或分位數(shù)（如中位數(shù)）進行分組比較，較為主觀，僅可以進行初步觀測，而面板門檻回歸模型為研究提供了較為客觀的異質(zhì)性研究方法。提出以下假設(shè)：

H2：在組織冗余的不同區(qū)間內(nèi)，企業(yè)創(chuàng)新績效與組織冗余的U型關(guān)系存在結(jié)構(gòu)性差異。

1.3 產(chǎn)品市場競爭的情景效應(yīng)

中國金融市場的融資機制還未健全完善，承受較高程度融資約束的中小型企業(yè)較難從外界獲得充分的資源補充，在激烈殘酷的產(chǎn)品市場競爭中，內(nèi)部留存的冗余資源對經(jīng)營戰(zhàn)略的實施與多元化創(chuàng)新行動就顯得額外重要。不同競爭程度的市場環(huán)境，對企業(yè)內(nèi)部冗余資源的儲備、周轉(zhuǎn)及使用提出了不同的能力要求，也會直接影響企業(yè)的創(chuàng)新動機和創(chuàng)新路徑。陳景仁等 （2015）[12]認(rèn)為適度的產(chǎn)品市場競爭使企業(yè)面臨較大的經(jīng)營挑戰(zhàn)，產(chǎn)品市場競爭作為外部治理機制，提高了經(jīng)理人解雇風(fēng)險和職業(yè)聲譽滑坡風(fēng)險，迫使其充分利用冗余資源。而高度壟斷市場中由于企業(yè)的排除限制競爭行為可能會抑制行業(yè)創(chuàng)新，過度競爭市場中由于各類不正當(dāng)競爭行為又會使企業(yè)陷入同質(zhì)化、價格戰(zhàn)的漩渦，對企業(yè)關(guān)于冗余資源的積累、轉(zhuǎn)化與運用能力方面提出了更高的要求，致使企業(yè)從組織冗余抑制創(chuàng)新績效的第一階段邁入促進作用的第二階段難度上升。綜上分析，提出最后一個假設(shè)：

H3：在不同的產(chǎn)品市場競爭中，U型關(guān)系仍將保持，但在不良競爭結(jié)構(gòu)的市場中，組織冗余對創(chuàng)新績效由抑制作用轉(zhuǎn)為促進作用的突變點右移，閾值提高，難度加大。

2 研究設(shè)計與模型設(shè)定

2.1 樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

考慮到 “新常態(tài)”概念首次提出于2014年，采用2013～2020年跨度8年的面板數(shù)據(jù)，原始數(shù)據(jù)源自CSMAR數(shù)據(jù)庫。按照以下標(biāo)準(zhǔn)對數(shù)據(jù)進行清洗和篩選：（1）由于存在籌資模式差異、市值差異或監(jiān)管模式差異，為了保持研究樣本的整體性和一致性，剔除B股或H股的上市公司；（2）剔除被認(rèn)為資不抵債，資產(chǎn)負(fù)債率超過100%的樣本公司；（3）剔除經(jīng)營異常，ROA位于（-50%，50%）以外的樣本公司； （4）剔除在2013～2020年間曾經(jīng)被ST或PT的樣本公司。最后得到由357家上市公司構(gòu)成、含2856個觀測值的面板數(shù)據(jù)集。

2.2 變量說明

企業(yè)創(chuàng)新績效（Innovation）：企業(yè)創(chuàng)新績效為各模型的被解釋變量。部分文獻采用R＆D投入與專利數(shù)據(jù)測度創(chuàng)新績效，其中R＆D投入更適合衡量創(chuàng)新投入的程度，對創(chuàng)新活動產(chǎn)出的衡量上存在缺陷，另外專利也不能有效反饋企業(yè)的綜合創(chuàng)新活動。 Souitaris （2002）[13]采取新品數(shù)量、新品營業(yè)收入或新品市占率作為技術(shù)創(chuàng)新維度的衡量指標(biāo)，但該類指標(biāo)并不能有效涵蓋技術(shù)創(chuàng)新、制度創(chuàng)新、營銷創(chuàng)新與組織管理創(chuàng)新等各維度的創(chuàng)新活動產(chǎn)出。借鑒周城雄等 （2018）[14]的研究，本文選擇主營業(yè)務(wù)毛利率年增長率來測度創(chuàng)新績效。企業(yè)可以借助多維度創(chuàng)新活動，通過增質(zhì)提價或降本增效來提高主營業(yè)務(wù)毛利率增長率。

組織冗余（Slack）：借鑒蔣春燕和趙曙明（2004）[15]對組織冗余的三分類法與指標(biāo)設(shè)置，采用流動比率測度可用冗余、管理費用率與銷售費用率的算術(shù)平均值測度可恢復(fù)冗余、權(quán)益負(fù)債比率測度潛在冗余。相比逐表進行經(jīng)典主成分分析，全局主成分分析法（GPCA）能保證系統(tǒng)分析的可比性與整體性[16]，為了得到更為客觀的組織冗余綜合測度指標(biāo)，采用全局主成分分析法對3類冗余指標(biāo)進行分析，選取兩個主成分，累積貢獻率95.98%，根據(jù)每個主成分貢獻占比作權(quán)重合成組織冗余綜合指數(shù)，考慮到組織冗余存在負(fù)值，將其中心平移至原點后取對數(shù)處理，降低異方差的影響，并使數(shù)據(jù)更趨近于正態(tài)分布。

選定滾轉(zhuǎn)角az的模糊論域AZ={-2,-1,0,1,2}；模糊集為{NB,NS,Z,PS,PB}，分別對應(yīng)“負(fù)大”、“負(fù)小”、“零”、“正小”、“正大”；隸屬度函數(shù)種類選擇為“trimf”，如示意圖6所示。wz、anglelh1、anglerh1、anglelh2以及anglerh2的隸屬度函數(shù)圖像均與圖6類似，后文僅給出隸屬度函數(shù)對應(yīng)的參數(shù)。

產(chǎn)品市場競爭（PC）： 姜付秀等 （2008）[17]、陳景仁等 （2015）12和李健等 （2016）[18]認(rèn)為由于產(chǎn)品市場競爭越激烈，企業(yè)為了盡快完成產(chǎn)品銷售會寬限商業(yè)信用，降低應(yīng)收賬款周轉(zhuǎn)率，延長周轉(zhuǎn)天數(shù)，可以將應(yīng)收賬款周轉(zhuǎn)率取倒數(shù)轉(zhuǎn)化為正向指標(biāo)后作為市場競爭程度的代理變量。邢立全和陳漢文 （2013）[19]、解維敏和魏化倩 （2016）[20]選用赫芬達爾指數(shù)（HHI）來衡量市場競爭程度。另外具有類似功能的指標(biāo)還有行業(yè)集中度（CR4）、勒納指數(shù)、存貨周轉(zhuǎn)率和總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率等。對上述6個指標(biāo)取倒數(shù)轉(zhuǎn)化為正向指標(biāo)后，采用全局主成分分析法進行處理，選取3個主成分，累積貢獻率77.38%，再根據(jù)貢獻占比作權(quán)重合成產(chǎn)品市場競爭綜合指數(shù)。

公司治理結(jié)構(gòu)（Structure）：陳曉紅和王思穎（2012）[21]認(rèn)為隨著企業(yè)內(nèi)部治理制度的不斷完善，治理效率和水平不斷提高，組織冗余對企業(yè)績效的影響將隨之減弱。對11個涉及公司治理問題的相關(guān)指標(biāo)①進行全局主成分分析，選取4個主成分，累積貢獻率88.08%，最終合成為公司治理結(jié)構(gòu)綜合指數(shù)。

借鑒解維敏和魏化倩 （2016）[20]、嚴(yán)若森等（2018）[22]、鄔雪和楊勇 （2022）[23]的研究，本文還選取了企業(yè)規(guī)模、總資產(chǎn)報酬率與企業(yè)可持續(xù)增長率3個變量作為控制變量。企業(yè)規(guī)模（Size），熊彼特創(chuàng)新理論認(rèn)為企業(yè)規(guī)模與技術(shù)創(chuàng)新息息相關(guān)，規(guī)模較大的企業(yè)又常常含有較多的可恢復(fù)冗余，因此有必要對企業(yè)規(guī)模進行控制，采用企業(yè)總資產(chǎn)的對數(shù)值進行測量；總資產(chǎn)報酬率（ROA），經(jīng)營水平的高低決定了企業(yè)的存續(xù)狀態(tài)，直接影響企業(yè)下一年度的經(jīng)營戰(zhàn)略與創(chuàng)新決策，采用凈利潤／總資產(chǎn)年度平均余額進行測量；企業(yè)可持續(xù)增長率（SGR），理論上講，擁有較高成長性的企業(yè)發(fā)展前景較好，更有動力加大研發(fā)投入，進行創(chuàng)新活動以維持可持續(xù)競爭優(yōu)勢，采用凈資產(chǎn)收益率×（1-股利分配率）進行測量。

2.3 模型檢驗與設(shè)定

2.3.1 模型檢驗與說明

由于組織冗余對創(chuàng)新績效的影響具有滯后性，同時為緩解可能存在的逆向因果問題，將所有解釋變量均滯后1期。對僅含控制變量的基準(zhǔn)方程與納入組織冗余一、二次項的方程進行模型設(shè)定檢驗，結(jié)果顯示：

（1）基準(zhǔn)方程中，混合回歸模型檢驗F值27.74，P值遠(yuǎn)小于1%，拒絕混合回歸模型。豪斯曼檢驗Chi2值91.28，P值遠(yuǎn)小于1%，拒絕隨機效應(yīng)模型。由于可能存在組內(nèi)自相關(guān)與異方差，在隨機效應(yīng)模型廣義離差變換的基礎(chǔ)上加入所有解釋變量的組內(nèi)離差進行修正檢驗，如果回歸系數(shù)顯著不為0，則拒絕隨機效應(yīng)模型。修正后F值12.93，P值遠(yuǎn)小于1%，拒絕隨機效應(yīng)模型。因此選擇固定效應(yīng)模型。

（2）納入組織冗余的方程中，混合回歸模型檢驗F值39.59，P值遠(yuǎn)小于1%，拒絕混合回歸模型。豪斯曼檢驗Chi2值106.22，P值遠(yuǎn)小于1%，拒絕隨機效應(yīng)模型。修正檢驗的F值9.64，P值遠(yuǎn)小于1%，拒絕隨機效應(yīng)模型。因此選擇固定效應(yīng)模型。

（3） 林偉鵬和馮保藝 （2022）[24]，認(rèn)為二次項系數(shù)顯著即通過二次曲線效應(yīng)檢驗。Lind和Mehlum （2010）[25]認(rèn)為該驗證標(biāo)準(zhǔn)偏弱，尤其被解釋變量與解釋變量的真實函數(shù)關(guān)系為凸且單調(diào)時。借鑒他們的工作對納入組織冗余一、二次項的方程進行utest檢驗，t值2.19，P值1.45%，顯著存在U型效應(yīng)（同時驗證了假設(shè)H1），當(dāng)然后文仍提供組織冗余二次項回歸系數(shù)的顯著性。

2.3.2 模型設(shè)定與說明

下標(biāo)i與t分別表示企業(yè)與年份，Innovation為企業(yè)創(chuàng)新績效，PC為產(chǎn)品市場競爭，Slack為組織冗余，Slack2為組織冗余二次項，Control包括公司治理結(jié)構(gòu)與其他3個控制變量，μi為企業(yè)固定效應(yīng)，以控制不隨時間變化企業(yè)層面未觀察到的遺漏變量對創(chuàng)新績效的影響，ηt為時間固定效應(yīng)，以反映既定年份的宏觀層面沖擊，εit為隨機擾動項。

為了初步考察產(chǎn)品市場競爭的情景效應(yīng)，式（2）中加入中心化處理后的產(chǎn)品市場競爭與組織冗余的交互項：

為了驗證假設(shè)H2，以組織冗余作為門檻變量，分析不同區(qū)間組織冗余對創(chuàng)新績效的影響，借助面板門檻模型，能夠有效捕捉體制依賴變量回歸系數(shù)發(fā)生突變的現(xiàn)象。以單一門檻回歸方程為例：

Control包含產(chǎn)品市場競爭、公司治理結(jié)構(gòu)與其他3個控制變量，λ為待估門檻值，I（·）為示性函數(shù)。由于可能存在雙重門檻效應(yīng)或三重門檻效應(yīng)，對應(yīng)的模型設(shè)置與此類似。

為了驗證假設(shè)H3，將產(chǎn)品市場競爭作為門檻變量，以單一門檻回歸方程為例，做如下模型設(shè)定：

Control包含公司治理結(jié)構(gòu)與其他3個控制變量，對于雙重門檻效應(yīng)或三重門檻效應(yīng)，模型設(shè)置與此類似。

3 實證結(jié)果及分析

3.1 描述性統(tǒng)計

表1報告了主要變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果。組織冗余極差2.88，標(biāo)準(zhǔn)差0.44，說明中國上市企業(yè)間冗余資源存量差異較大，作為企業(yè)創(chuàng)新發(fā)展的重要內(nèi)部資源支撐，廓清組織冗余與創(chuàng)新績效的關(guān)系非常必要。產(chǎn)品市場競爭極差8.23，標(biāo)準(zhǔn)差0.44，相比其他變量，指標(biāo)變異性較大，說明不同行業(yè)不同企業(yè)面臨的市場競爭程度有較大差異，因此基于不同市場競爭結(jié)構(gòu)的情景下，探討組織冗余對企業(yè)創(chuàng)新績效的影響方式具有重要的實踐指導(dǎo)意義。

表1 主要變量描述性統(tǒng)計

3.2 相關(guān)性分析

表2報告了主要變量之間的相關(guān)系數(shù)，由于本文更關(guān)心創(chuàng)新績效同滯后1期的各解釋變量之間的相關(guān)關(guān)系，所以表中解釋變量之間為同期相關(guān)系數(shù)，創(chuàng)新績效則與滯后1期的各解釋變量計算相關(guān)系數(shù)。從表2中能看出變量之間的兩種相關(guān)系數(shù)普遍顯著，一定程度上支持了變量選取的合理性。

3.3 不同冗余水平下的統(tǒng)計檢驗

作為企業(yè)創(chuàng)新發(fā)展活動的重要內(nèi)部資源支撐，不同水平的組織冗余對創(chuàng)新績效的影響應(yīng)該具有顯著的差異。為了保證檢驗結(jié)果的穩(wěn)健性，分別采用組織冗余中位數(shù)與均值分為兩組，即低水平冗余組（Group1）與高水平冗余組（Group2），借助同方差T檢驗、異方差T檢驗、非參數(shù)中位數(shù)檢驗與曼-惠特尼檢驗對兩組的創(chuàng)新績效差異進行檢驗。結(jié)果顯示（表略），除根據(jù)均值分組的T檢驗外，均在5%或10%顯著性水平下拒絕了兩組的創(chuàng)新績效無明顯差異的原假設(shè)，初步佐證了不同組織冗余水平下企業(yè)的創(chuàng)新績效存在異質(zhì)性。

3.4 門檻效應(yīng)檢驗與門檻值一致性檢驗

3.4.1 以組織冗余作為門檻變量的門檻檢驗

為了驗證假設(shè)H2，以組織冗余為門檻變量，依次對單一門檻、雙重門檻與三重門檻進行門檻效應(yīng)檢驗。如表3所示，在5%顯著性水平下，單一門檻和雙重門檻均通過檢驗，但未能通過三重門檻檢驗（P值＝43%），因此對于假設(shè)H2，建立面板雙重門檻回歸模型。

表3 門檻效應(yīng)檢驗結(jié)果

進一步需要識別雙重門檻模型的兩個門檻值，兩個門檻值分別為λ1＝-0.0456和λ2＝-0.0325，并進行門檻值似然比檢驗，如圖1所示，兩個門檻值的似然比LR值在95%漸進有效置信區(qū)間內(nèi)無限接近于0，檢驗結(jié)果無法拒絕該門檻值為其真實值一致估計量的零假設(shè)。

圖1 門檻值似然比檢驗

3.4.2 以產(chǎn)品市場競爭作為門檻變量的門檻檢驗

為了驗證假設(shè)H3，以產(chǎn)品市場競爭為門檻變量進行門檻效應(yīng)檢驗。在10%顯著性水平下，單一門檻通過檢驗，在1%顯著性水平下，雙重門檻通過檢驗，但未能通過三重門檻檢驗（P值＝41.33%），因此對于假設(shè)H3，建立面板雙重門檻回歸模型。

進一步需要識別雙重門檻模型的兩個門檻值，兩個門檻值分別為λ3＝-0.6129和λ4＝-0.5851，并進行門檻值似然比檢驗，如圖2所示，似然比LR值在95%漸進有效置信區(qū)間內(nèi)均無限接近于0，同樣接受零假設(shè)。

圖2 門檻值似然比檢驗

3.5 回歸估計結(jié)果及分析

模型1將相關(guān)控制變量均納入模型作為基準(zhǔn)回歸。除可持續(xù)發(fā)展率沒有通過顯著性檢驗外，其余變量均在5%水平下顯著，進一步說明了變量選擇的合理性。模型2與模型3在模型1的基礎(chǔ)上增加了組織冗余一次項與中心化后的二次項，均通過了顯著性檢驗，其中組織冗余二次項顯著為正，佐證了U型關(guān)系的存在。另外組織冗余在0.877②處曲線達至最低點，創(chuàng)新績效與組織冗余的負(fù)相關(guān)關(guān)系發(fā)生突變，進入第二階段，即創(chuàng)新績效隨組織冗余增加而增加。中心化處理后的組織冗余范圍為[-0.912，1.971]，突變點0.877介于組織冗余取值的中高區(qū)位，表明組織冗余需要累積到足夠驅(qū)動有效創(chuàng)新活動的程度，其對創(chuàng)新績效的綜合效應(yīng)才會由抑制作用轉(zhuǎn)為促進作用，這驗證了假設(shè)H1。模型4引入組織冗余三次項，系數(shù)高度不顯著，進一步佐證了創(chuàng)新績效與組織冗余之間呈U型關(guān)系的正確性。

模型5與模型6引入了產(chǎn)品市場競爭的調(diào)節(jié)項。模型5的交互項系數(shù)通過5%顯著性水平檢驗，交互項系數(shù)為正，抑制了組織冗余一次項對創(chuàng)新績效的負(fù)面作用，一定程度上支持了外部市場競爭能夠作為外部監(jiān)督與治理機制有效緩解因委托代理制度帶來的負(fù)面影響。模型6中產(chǎn)品市場競爭與組織冗余二次項的交互項系數(shù)-0.013，組織冗余二次項系數(shù)0.054，在激烈的產(chǎn)品市場競爭中二次項系數(shù)將小于0.041③，致使組織冗余突變點的位置右移，閾值提高，大于0.877，即在激烈競爭的市場結(jié)構(gòu)中，需要累積更多的組織冗余，才能使組織冗余對創(chuàng)新績效的影響由抑制轉(zhuǎn)為促進?？上Ｐ?的交互項系數(shù)不顯著，為了更全面地考察產(chǎn)品市場競爭的情景效應(yīng)，有必要借助面板門檻模型進一步分析。

表4 雙向固定效應(yīng)模型估計結(jié)果

模型7以組織冗余為門檻變量，報告了組織冗余對創(chuàng)新績效的影響。結(jié)合組織冗余的取值范圍[-0.322，2.561]、第一門檻值λ1和第二門檻值λ2，將組織冗余分為3個區(qū)間：超低區(qū)間[-0.322，-0.046]，低區(qū)間[-0.046，-0.033]，中高區(qū)間[-0.033，2.561]。除低區(qū)間二次項系數(shù)不顯著外，超低區(qū)間與中高區(qū)間均顯著為正，即在超低區(qū)間存在一個短暫的U型關(guān)系，由于該U型曲線突變點-0.219④偏向本文研究樣本超低區(qū)間的左側(cè)，可以認(rèn)為在較短的超低區(qū)間內(nèi)，組織冗余表現(xiàn)為對創(chuàng)新績效的正向促進作用。綜上所述，假設(shè)H2得到支持。

表5 面板門檻模型各區(qū)間估計結(jié)果

模型8報告了在產(chǎn)品市場競爭不同區(qū)間內(nèi)的回歸結(jié)果。兩個門檻值相較于取值范圍[-3.7014，4.5263]居中，將產(chǎn)品市場競爭分為3種市場競爭結(jié)構(gòu)，高度壟斷區(qū)間[-3.7014，-0.6129]，良性競爭區(qū)間[-0.6129，-0.5851]，過度競爭區(qū)間[-0.5851，4.5263]。除了良性競爭區(qū)間內(nèi)組織冗余一次項系數(shù)不顯著外（P值16.6%），其余均通過顯著性檢驗，有力佐證了假設(shè)H3的成立。3個區(qū)間內(nèi)，創(chuàng)新績效與組織冗余之間均為U型關(guān)系，且組織冗余二次項系數(shù)呈現(xiàn)出從0.293陡升至1.819又陡降到0.057的倒U型軌跡。二次項系數(shù)決定了創(chuàng)新績效受組織冗余的影響由抑制轉(zhuǎn)為促進的突變點位置，突變點依次為：高度壟斷區(qū)間0.282，良性競爭區(qū)間-0.237，過度競爭區(qū)間1.553⑤。二次項系數(shù)越小，突變點右移，即企業(yè)創(chuàng)新行為所需的最低冗余資源閾值越高。估計結(jié)果發(fā)現(xiàn)當(dāng)產(chǎn)品市場競爭處于高度壟斷區(qū)間或過度競爭區(qū)間時，所需的冗余資源閾值均偏高，突變點右移，這與高度壟斷市場抑制創(chuàng)新、過度競爭市場產(chǎn)品過于同質(zhì)化且廠商追求價格戰(zhàn)與營銷戰(zhàn)反而損害創(chuàng)新動力的經(jīng)濟學(xué)理論相符[26]。在良性競爭區(qū)間內(nèi)，適度的產(chǎn)品市場競爭能夠迫使企業(yè)采取技術(shù)引進或自主創(chuàng)新，改良工藝，降本增效，同時充分利用冗余資源進行產(chǎn)品創(chuàng)新滿足消費者的動態(tài)需求，從而體現(xiàn)為U型曲線中由抑制創(chuàng)新轉(zhuǎn)為促進創(chuàng)新的閾值最?、?。

4 研究結(jié)論及啟示

現(xiàn)代市場經(jīng)濟體制中企業(yè)是創(chuàng)新驅(qū)動的主體，有效提升創(chuàng)新能力是中國企業(yè)亟待解決的問題[27]。在我國企業(yè)面臨外部不同程度融資約束的情況下，組織冗余成為了企業(yè)必須重視的內(nèi)部替代資源?；诮?jīng)濟發(fā)展新常態(tài)的大背景下，本文選取A股2013～2020年357家中國上市公司的面板數(shù)據(jù)，從理論與實證層面對企業(yè)創(chuàng)新績效與組織冗余之間的關(guān)系進行了建模論證。研究結(jié)果表明：（1）當(dāng)前階段中國上市公司的創(chuàng)新績效與組織冗余之間呈U型關(guān)系；（2）適度的產(chǎn)品市場競爭能夠發(fā)揮外部監(jiān)督與治理機制抑制代理成本，但是高度壟斷市場或過度競爭市場都會抑制企業(yè)的內(nèi)生創(chuàng)新動力，即使U型關(guān)系不變，但觸發(fā)有效創(chuàng)新的組織冗余閾值明顯偏高，由抑制作用轉(zhuǎn)為促進作用的難度增大。

本文的研究結(jié)論為中國上市公司有效利用組織冗余提高內(nèi)部創(chuàng)新水平提供一定實踐指導(dǎo)，同時對宏觀政策的制定也有一定啟示。企業(yè)管理者需要辯證性地看待冗余資源對創(chuàng)新績效的影響，不考慮情境的全盤否定或者肯定都會嚴(yán)重挫傷企業(yè)的內(nèi)生發(fā)展動力。組織冗余與創(chuàng)新績效之間的U型關(guān)系提示管理者需要警惕中等數(shù)量的組織冗余會帶來嚴(yán)重的代理問題與道德風(fēng)險問題，因此，企業(yè)亟需完善健全對各類冗余資源的識別與運用機制，管理者也應(yīng)加強對不同類別組織冗余資源運作機理的理解，識別壓減 “壞冗余”，充分利用 “好冗余”，真正發(fā)揮組織冗余對創(chuàng)新的支撐作用；另外，建設(shè)現(xiàn)代企業(yè)公司治理體制，完善長短期有機耦合的激勵機制與內(nèi)外部協(xié)同統(tǒng)一的監(jiān)督機制，使經(jīng)理人與企業(yè)長期價值綁定[28]。鼓勵適度的市場競爭，并正視高度壟斷市場與過度競爭市場并不利于經(jīng)濟健康卓越的增長，要充分發(fā)揮有效市場與有為政府的作用，及時補位，彌補市場失靈，盡快破除妨礙統(tǒng)一市場和公平競爭的各類顯性或隱性障礙，營造公平、透明、可預(yù)期的營商環(huán)境，推進中國經(jīng)濟持續(xù)健康發(fā)展。

5 局限性與未來展望

受限于數(shù)據(jù)的可得性與完整性，本文選用上市公司數(shù)據(jù)進行實證分析，但相關(guān)結(jié)論并不能簡單地推廣至非上市企業(yè)。組織冗余與企業(yè)創(chuàng)新績效之間的關(guān)系是否會因企業(yè)所屬的行業(yè)不同而產(chǎn)生差異亦需進一步探究。另外，未來可以著眼于人力資源冗余、內(nèi)部知識冗余與社會關(guān)系冗余等具有特定用途的冗余資源對創(chuàng)新績效的影響機制與傳導(dǎo)路徑進行研究，打開組織冗余對企業(yè)創(chuàng)新績效作用的黑箱過程。

注釋：

①11個指標(biāo)為：CEO與董事長是否合二為一、獨董比例、四委設(shè)置完善度（審計委員會、戰(zhàn)略委員會、提名委員會和薪酬與考核委員會全部設(shè)立取1，反之為0）、第一大股東持股比例取倒數(shù)、前三大股東持股比例取倒數(shù)、赫芬達爾指數(shù)形式的第一大股東與前三大股東股權(quán)集中度取倒數(shù)、第二至第五大股東持股比例之和與第一大股東持股比例的比率、第二至第十大股東持股比例之和與第一大股東持股比例的比率、赫芬達爾指數(shù)形式的第二至第五大股東與第二至第十大股東相對于第一大股東的股權(quán)制衡度。

②突變點計算：（-1）×一次項系數(shù)／（2倍×二次項系數(shù)），即0.877＝0.128／（2×0.073）。

③0.054-PC×0.013為新的二次項系數(shù)，PC取值范圍[-3.70，4.53]，在激烈的產(chǎn)品市場競爭中，明顯小于0.041。

④計算公式為： -0.57／（2×1.302）＝ -0.219。

⑤計算公式為： 0.165／（2×0.293）＝ 0.282，-0.864／（2×1.819）＝-0.237，0.177／（2×0.057）＝ 1.553。

⑥2020年1月爆發(fā)的新冠肺炎疫情致使眾多中小微企業(yè)面臨停工停產(chǎn)的經(jīng)營困境，而本文的研究對象為公司治理機制相對完善、資產(chǎn)規(guī)模較大、風(fēng)險承受能力更強的上市企業(yè)，能最大限度抵御該不利沖擊，因此研究中納入2020年的數(shù)據(jù)是合理的。為充分保證研究結(jié)論的穩(wěn)健性，排除2020年的數(shù)據(jù)后重復(fù)前述各回歸，結(jié)果并未發(fā)生顯著變化，限于篇幅未報告，留存?zhèn)渌鳌?/p>