楊繼平,馬靜雯

(湖南科技大學(xué) 商學(xué)院,湖南 湘潭 411201)

企業(yè)價值綜合體現(xiàn)了企業(yè)當(dāng)前的盈利水平以及未來成長的潛力,備受利益相關(guān)者關(guān)注。管理層能力作為核心影響因素之一,能夠通過投融資決策、經(jīng)營決策等對企業(yè)價值產(chǎn)生影響。已有學(xué)者用股票回報率、管理層聲譽、管理層薪酬以及資源的投入產(chǎn)出效率等多種口徑對管理層進行刻畫[1-4],并對其能力與盈余質(zhì)量、稅收規(guī)避行為、投資效率之間的關(guān)系進行深入研究[5-6]。而對于管理層能力與企業(yè)價值之間關(guān)系的研究相對較少,雖已證明管理層能力能夠正向影響企業(yè)價值[7-8],但少有深入分析其中的影響機制。那么,管理層能力是通過什么機制影響企業(yè)價值,它們之間的關(guān)系會受其他因素的影響嗎?本文將基于這兩方面問題展開深入研究。

二十大報告中強調(diào),必須堅持創(chuàng)新是第一動力,堅持守正創(chuàng)新,深入實施創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展戰(zhàn)略。企業(yè)作為經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的微觀動力源泉,其創(chuàng)新水平的提升至關(guān)重要。Benner等[9]把組織雙元理論應(yīng)用到創(chuàng)新領(lǐng)域,將企業(yè)創(chuàng)新活動分為探索式創(chuàng)新與開發(fā)式創(chuàng)新兩類。開發(fā)式創(chuàng)新具有高預(yù)測性,強調(diào)企業(yè)在現(xiàn)有技術(shù)、產(chǎn)品等基礎(chǔ)上進行強化和改進,以適應(yīng)目前的發(fā)展;探索式創(chuàng)新則具有高風(fēng)險性和失敗率,強調(diào)超越現(xiàn)有技術(shù)、產(chǎn)品等,開發(fā)新產(chǎn)品、開辟新市場、發(fā)展新渠道,以追求新的可能性。顯然,兩者無論是維持現(xiàn)有的競爭優(yōu)勢,還是創(chuàng)造未來的核心競爭優(yōu)勢,對于企業(yè)來說都是必不可少的。然而企業(yè)資源是有限的,同時進行開發(fā)式創(chuàng)新和探索式創(chuàng)新必然引發(fā)資源配置方面的沖突。那么根據(jù)企業(yè)所處時期、環(huán)境等的不同,作為企業(yè)投資決策的主要參與者,管理層如何通過對資源的合理配置進而選擇適當(dāng)?shù)膭?chuàng)新投入決策,對企業(yè)的發(fā)展影響重大。鑒于此,本文擬引入雙元創(chuàng)新作為中介變量分析管理層能力對企業(yè)價值的影響,不僅有助于揭示管理層能力影響企業(yè)價值的“暗箱”,還對完善企業(yè)管理層建設(shè)具有重要意義。

此外,對管理層進行監(jiān)督可以緩解委托代理問題并改善公司治理水平,有助于提升企業(yè)價值。而機構(gòu)投資者兼具企業(yè)股東和中小投資者代理人的雙重身份,對公司的治理與監(jiān)督至關(guān)重要。因此,引入機構(gòu)投資者持股作為調(diào)節(jié)變量考察對企業(yè)價值提升的意義。綜上所述,本文將雙元創(chuàng)新的中介效應(yīng)以及機構(gòu)投資者持股的調(diào)節(jié)效應(yīng)納入同一研究框架,探討管理層能力發(fā)揮作用的具體路徑,識別影響因素,從而對管理層能力與企業(yè)價值之間的關(guān)系進行深入分析,以期有助于改善企業(yè)內(nèi)部經(jīng)營環(huán)境,為更加有效地推動企業(yè)內(nèi)外部共同治理機制的建立提供經(jīng)驗證據(jù)。

1 理論分析與研究假設(shè)

1.1 管理層能力與企業(yè)價值

管理層能力作為企業(yè)決策的一個重要決定因素,對企業(yè)價值的影響不容忽視。首先,與傳統(tǒng)公司理論的觀點不同,高層梯隊理論認(rèn)為高層管理人員所具備的某些特質(zhì)將對企業(yè)戰(zhàn)略和績效產(chǎn)生重大影響,而管理層能力作為這些特質(zhì)的綜合體現(xiàn),更能影響企業(yè)績效。Yung和Chen的研究[8]不僅證明了管理層異質(zhì)性在企業(yè)決策中發(fā)揮著重要作用,還發(fā)現(xiàn)高能力管理層與企業(yè)價值增加有關(guān),而低能力管理層與企業(yè)價值下降有關(guān)。Andreou等[7]通過對全球金融危機期間管理層能力與企業(yè)績效的關(guān)系研究,發(fā)現(xiàn)管理層能力正相關(guān)于企業(yè)績效。其次,Peteraf[10]從資源基礎(chǔ)視角出發(fā),發(fā)現(xiàn)資源異質(zhì)性的重要性,以及資源具有創(chuàng)造價值的潛力。而Barney[11]強調(diào)資源基礎(chǔ)觀中管理者的重要性,認(rèn)為管理者對企業(yè)資源的合理配置和有效使用的能力本身就是一種有價值的資源。Holcomb等[12]研究證明當(dāng)管理層能夠合理配置資源時,它就能夠成為價值創(chuàng)造的源泉。由此,本文認(rèn)為高能力管理層能夠提升企業(yè)價值,并提出假設(shè):

H1 管理層能力正向影響企業(yè)價值。

1.2 管理層能力與雙元創(chuàng)新

作為企業(yè)重要的人力資本,管理層的能力對企業(yè)創(chuàng)新至關(guān)重要。它綜合體現(xiàn)了價值觀、經(jīng)驗等特性,直接影響管理層行為,進而影響企業(yè)決策[13]。創(chuàng)新活動往往具有周期長,人力和資金等投入多,風(fēng)險高,不確定性高等特點[14]。依據(jù)Hambrick與Mason[15]提出的高階理論,管理層很大程度上決定了企業(yè)是否進行創(chuàng)新活動以及創(chuàng)新投入程度。企業(yè)雙元創(chuàng)新即開發(fā)式創(chuàng)新和探索式創(chuàng)新,相對而言,開發(fā)式創(chuàng)新著眼于短期收益,具有研發(fā)周期短、風(fēng)險低、成功率高、收益低的特點;探索式創(chuàng)新則面向未來,具有研發(fā)周期長、風(fēng)險高、失敗率高、收益高的特點。在企業(yè)資源有限的前提下,本文基于兩類創(chuàng)新活動的不同特征,分別考察管理層能力對開發(fā)式創(chuàng)新和探索式創(chuàng)新的影響。

高能力管理層往往擁有良好的學(xué)習(xí)能力,敢于在學(xué)習(xí)與模仿前人成功經(jīng)驗的基礎(chǔ)上進行突破創(chuàng)新,為企業(yè)贏得差異化競爭優(yōu)勢[16]。另外,首先Andreou等[17]的研究表明管理層的能力越強,風(fēng)險承擔(dān)能力就越強,可能更傾向于追求高風(fēng)險的創(chuàng)新投資項目,由此推測管理層能力可能促進企業(yè)探索式創(chuàng)新;其次,高能力管理層善于發(fā)現(xiàn)投資機會,并且更傾向于投資收益較高的創(chuàng)新項目,以自身具備的各項技能和對企業(yè)長期目標(biāo)的深入解讀,能夠?qū)镜馁Y源進行合理且有效地配置,使得創(chuàng)新成本降低[18]。因此,管理層能力可能促進探索式創(chuàng)新。

基于“風(fēng)險回避假說”,管理者的自身職位安全和收入與企業(yè)業(yè)績緊密相關(guān)。考慮到自身聲譽以及未來職業(yè)發(fā)展,管理者更傾向于選擇風(fēng)險較低、得益較快的創(chuàng)新投資項目,回避高風(fēng)險創(chuàng)新投資項目[16]。同時管理者能力越強,回避高風(fēng)險項目的方法越多。因此,首先管理層能力可能促進對開發(fā)式創(chuàng)新的投入,而抑制對探索式創(chuàng)新的投入;其次,基于管理學(xué)理論,高能力管理層往往擁有較強的信息獲取能力、大量的社會資源且人脈較廣,能夠優(yōu)化企業(yè)的資源配置,而一定時期內(nèi)企業(yè)的投資能力是確定的,相對于周期長且高風(fēng)險的創(chuàng)新投資項目,更傾向于那些能夠快速占領(lǐng)優(yōu)勢地位的低風(fēng)險的投資項目。因此,管理層能力可能促進開發(fā)式創(chuàng)新,抑制探索式創(chuàng)新。

基于上述分析,本文提出以下競爭性假設(shè):

H2a 管理層能力顯著促進探索式創(chuàng)新,而抑制開發(fā)式創(chuàng)新;

H2b 管理層能力顯著促進開發(fā)式創(chuàng)新,而抑制探索式創(chuàng)新。

1.3 雙元創(chuàng)新的中介作用

基于上述分析,一方面,高能力管理層所具備的良好的學(xué)習(xí)能力、較強的風(fēng)險承擔(dān)能力以及合理有效配置資源的能力等使其更傾向于選擇探索式創(chuàng)新戰(zhàn)略,為企業(yè)贏得難以在短期內(nèi)被復(fù)制與模仿的差異化競爭優(yōu)勢,進而促進企業(yè)價值提升;另一方面,高能力管理層出于對自身聲譽、未來職業(yè)發(fā)展以及企業(yè)一定時期有限投資能力的考慮,更可能選擇利用式創(chuàng)新戰(zhàn)略,而利用式創(chuàng)新能在短期內(nèi)對企業(yè)現(xiàn)有技術(shù)、產(chǎn)品等進行強化和改進,提高企業(yè)資源的利用效率[19],優(yōu)化企業(yè)內(nèi)部生產(chǎn)運營流程[20],促進企業(yè)短期績效提升,為企業(yè)持續(xù)競爭優(yōu)勢的構(gòu)建提供財力支持[21],進而實現(xiàn)企業(yè)價值的提升。據(jù)此,本文提出競爭性假設(shè):

H3a 探索式創(chuàng)新在管理層能力與企業(yè)價值之間發(fā)揮中介作用;

H3b 開發(fā)式創(chuàng)新在管理層能力與企業(yè)價值之間發(fā)揮中介作用。

1.4 機構(gòu)投資者持股的調(diào)節(jié)作用

管理層作為企業(yè)戰(zhàn)略決策的主導(dǎo)者,做出的各項決策以及決策的具體執(zhí)行均受到外部機構(gòu)投資者的監(jiān)督。近十年以來,我國資本市場中A股專業(yè)機構(gòu)投資者持股占比穩(wěn)步增長,影響力愈來愈大。隨著資本市場的逐漸完善,機構(gòu)投資者正逐步從“投機者”轉(zhuǎn)變?yōu)椤巴顿Y者”,更關(guān)注企業(yè)的長期價值而非短期收益[22],因此更有動機參與公司治理。另外,機構(gòu)投資者擁有資金等優(yōu)勢,使其具有較強的能力和實力參與公司治理[23]。因此,機構(gòu)投資者有動機也有能力對管理層能力與企業(yè)價值之間的關(guān)系產(chǎn)生影響。

基于利益相關(guān)者理論,機構(gòu)投資者一方面作為中小投資者的代理人,另一方面作為參與公司分紅的股東。首先,作為中小投資者的代理人,機構(gòu)投資者有義務(wù)和責(zé)任參與企業(yè)經(jīng)營,為中小投資者和自己謀求最大利益?；诔杀臼找胬碚?機構(gòu)投資者持股比例越高,獲得的收益越高,且單位監(jiān)督成本越低。當(dāng)收益大于監(jiān)督成本時,他們更有意愿監(jiān)督和影響管理層做出的經(jīng)營決策,這在一定程度上緩解企業(yè)的委托代理問題,促使管理層將自身利益與企業(yè)長期利益緊密聯(lián)系,做出更有利于企業(yè)長遠發(fā)展的決策,提升企業(yè)價值。其次,相較于資本市場上的散戶,機構(gòu)投資者通常持有企業(yè)更多的股票,作為股東參與公司分紅,擁有參與企業(yè)經(jīng)營決策的話語權(quán),能夠?qū)芾韺拥臎Q策行為實施有效監(jiān)督。同時,他們的權(quán)益資本回報與企業(yè)價值提升密切相關(guān),為了提升企業(yè)價值,往往通過與管理層協(xié)商、向董事會提案等方式,對公司重大經(jīng)營決策提出相關(guān)建議,強化高能力管理層對企業(yè)價值的提升效果?；谝陨戏治?本文提出假設(shè):

H4 機構(gòu)投資者持股能夠顯著增強管理層能力與企業(yè)價值之間的正相關(guān)關(guān)系。

2 研究設(shè)計

2.1 樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文選取滬深A(yù)股上市公司2012—2021年的面板數(shù)據(jù)為研究對象,剔除ST或*ST的樣本公司、金融保險類公司、相關(guān)變量數(shù)據(jù)異常及缺失的公司,然后對所有連續(xù)變量進行1%和99%的縮尾處理。最后共計得到23987份有效樣本。樣本數(shù)據(jù)來自CSMAR數(shù)據(jù)庫和Wind數(shù)據(jù)庫,軟件采用Excel 2019和Stata 17。

2.2 變量定義

被解釋變量 企業(yè)價值 托賓Q值、ROA與ROE均曾被學(xué)者用于衡量企業(yè)價值。鑒于諸多學(xué)者認(rèn)為用托賓Q值衡量企業(yè)價值更具可比性與全面性,本文采用市場價值與總資產(chǎn)賬面價值之比的托賓Q值表示企業(yè)價值(TobinQ)。同時借鑒周姍儀等[24]的做法,選取總資產(chǎn)收益率(ROA)作為替換變量進行穩(wěn)健性檢驗。

解釋變量 管理層能力 本文借鑒Demerjian[4]提出的DEA-Tobit兩階段模型來測度,具體計算方法為:

第一步,測算企業(yè)效率值(θ)。將銷售與管理費用(Sga)、營業(yè)成本(Cost)、研發(fā)支出(RD)、商譽(Gw)、固定資產(chǎn)凈額(PPE)、無形資產(chǎn)凈額(Lntang)作為投入變量,唯一的產(chǎn)出變量為營業(yè)收入(Sales),建立模型:

(1)

第二步,測算回歸殘差(ε)。為分離出市場份額(Ms)、企業(yè)規(guī)模(Size)、企業(yè)成立年限(Age)、國際化程度(Df)、自由現(xiàn)金流(Fcf)、多元化程度(Hhi)這6個企業(yè)層面因素,構(gòu)建Tobit回歸模型,回歸得到殘差ε。

θ=δ0+δ1Ms+δ2Size+δ3Age+δ4Df+δ5Fcf++δ6Hhi+ε

(2)

考慮到Tobit模型不能涵蓋影響企業(yè)效率的所有企業(yè)層面因素,可能導(dǎo)致管理層能力用回歸殘差衡量時存在噪音干擾[25]。為更準(zhǔn)確衡量該指標(biāo),本文借鑒張路[26]的做法,將回歸殘差ε按照從小到大排序并分成四組,對應(yīng)的按照1、2、3、4對管理層能力(MA)進行賦值,數(shù)值越大,表明管理層能力越強。

中介變量 雙元創(chuàng)新 分為探索式創(chuàng)新和開發(fā)式創(chuàng)新。已有衡量方法包括問卷調(diào)查法、文本分析法、專利分類號測量以及財務(wù)報表數(shù)據(jù)法。鑒于企業(yè)專利相關(guān)數(shù)據(jù)難以獲得,以及問卷調(diào)查法和文本分析法極易受主觀因素的影響,本文借鑒畢曉方等[27]用財務(wù)報表數(shù)據(jù)法衡量企業(yè)探索式創(chuàng)新(EI)與開發(fā)式創(chuàng)新(DI)。

調(diào)節(jié)變量 機構(gòu)投資者持股 借鑒李仲澤[28]的做法,用年末機構(gòu)投資者持股數(shù)量占年末上市公司總股數(shù)的百分比來衡量機構(gòu)投資者持股(Inst)。

控制變量 參考已有文獻,選取的控制變量有企業(yè)規(guī)模(Size)、資產(chǎn)負債率(Lev)、現(xiàn)金持有水平(Cash)、兩職合一(Dual)、董事會規(guī)模(Board)、第一大股東持股比例(Top1)。具體變量定義如表1所示。

表1 變量定義

2.3 研究模型

首先,本文用逐步回歸法來驗證雙元創(chuàng)新是否在管理層能力與企業(yè)價值之間發(fā)揮中介作用:

第一,構(gòu)建模型檢驗管理層能力與企業(yè)價值之間的關(guān)系并驗證假設(shè)H1。

TobinQi,t=α0+α1MAi,t+α2∑Controli,t+μt+ωi+εi,t

(3)

第二,模型(3)更換因變量得到模型(4),驗證管理層能力與雙元創(chuàng)新之間的關(guān)系并檢驗假設(shè)H2a和H2b。

EIi,t(DIi,t)=β0+β1MAi,t+β2∑Controli,t+μt+ωi+εi,t

(4)

第三,在模型(3)基礎(chǔ)上引入變量雙元創(chuàng)新得到模型(5),驗證雙元創(chuàng)新的中介作用及假設(shè)H3a和H3b。

TobinQi,t=γ0+γ1MAi,t+γ2EIi,t(DIi,t)+γ3∑Controli,t+μt+ωi+εi,t

(5)

其次,在模型(3)的基礎(chǔ)上引入機構(gòu)投資者持股(Insti,t)及與管理層能力的交互項(MAi,t×Insti,t)得到模型(6),驗證機構(gòu)投資者持股的調(diào)節(jié)效應(yīng)和假設(shè)H4。

TobinQi,t=φ0+φ1MAi,t+φ2Insti,t+φ3MAi,t×Insti,t+φ4∑Controli,t+μt+ωi+εi,t

(6)

其中,Control為控制變量,μt表示年份固定效應(yīng),ωi表示行業(yè)固定效應(yīng),ε為殘差項。

3 實證分析

3.1 描述性統(tǒng)計

由表2可知,企業(yè)價值的均值為2.1261,標(biāo)準(zhǔn)差為1.6786,說明不同樣本企業(yè)的企業(yè)價值存在一定差異。企業(yè)探索式創(chuàng)新(EI)的均值為0.9139,標(biāo)準(zhǔn)差為2.4325;開發(fā)式創(chuàng)新(DI)的均值為0.1950,標(biāo)準(zhǔn)差為0.6839,表明不同樣本企業(yè)對于探索式和開發(fā)式創(chuàng)新的投入差異較大,均值差異說明探索式創(chuàng)新相較于開發(fā)式創(chuàng)新需要更多資金投入。機構(gòu)投資者持股(Inst)的最大值為90.5734,最小值為0.2470,均值為41.2888,說明不同樣本企業(yè)機構(gòu)投資者持股比例存在較大差異?？刂谱兞烤谡７秶鷥?nèi)。

表2 描述性統(tǒng)計

3.2 相關(guān)性分析

由表3可知,管理層能力(MA)與企業(yè)價值(TobinQ)在1%水平上呈顯著正相關(guān),相關(guān)系數(shù)為0.058,初步印證了假設(shè)H1;管理層能力(MA)與探索式創(chuàng)新(EI)在1%水平上呈顯著正相關(guān),相關(guān)系數(shù)為0.063,與開發(fā)式創(chuàng)新(DI)在1%水平上呈顯著負相關(guān),相關(guān)系數(shù)為-0.083,初步印證了假設(shè)H2a,一定程度上支持了平衡式創(chuàng)新假說[29];探索式創(chuàng)新(EI)和開發(fā)式創(chuàng)新(DI)均與企業(yè)價值(TobinQ)在1%水平上呈顯著正相關(guān),相關(guān)系數(shù)分別為0.056和0.107,初步說明創(chuàng)新有助于企業(yè)價值的提升。其它控制變量之間的相關(guān)系數(shù)亦在正常范圍內(nèi)。

表3 相關(guān)性分析

3.3 回歸分析

3.3.1 管理層能力與企業(yè)價值根據(jù)表4模型(3)的回歸結(jié)果,管理層能力(MA)與企業(yè)價值(TobinQ)的回歸系數(shù)為0.0418,且在1%水平上顯著,說明管理層能力與企業(yè)價值存在顯著正相關(guān)關(guān)系,假設(shè)H1得以驗證。

表4 回歸結(jié)果分析(N=23987)

3.3.2 管理層能力與雙元創(chuàng)新根據(jù)模型(4)的回歸結(jié)果,管理層能力(MA)與探索式創(chuàng)新(EI)在1%水平上呈顯著正相關(guān),相關(guān)系數(shù)為0.1250,與開發(fā)式創(chuàng)新(DI)在1%水平上呈顯著負相關(guān),相關(guān)系數(shù)為-0.0672,表明管理層能力顯著促進探索式創(chuàng)新,而抑制了開發(fā)式創(chuàng)新,假設(shè)H2a得到驗證。說明高能力管理層以其自身具備的各項技能以及對企業(yè)現(xiàn)狀、長期目標(biāo)的深入解讀,更傾向于加大對高風(fēng)險高回報的探索式創(chuàng)新的投資,這在一定程度上抑制了對開發(fā)式創(chuàng)新的投入,也支持了平衡式創(chuàng)新觀點[29]。

3.3.3 雙元創(chuàng)新的中介作用本文借鑒溫忠麟和葉寶娟[30]的做法用逐步回歸系數(shù)法檢驗雙元創(chuàng)新是否在管理層能力與企業(yè)價值之間發(fā)揮中介作用,即驗證H3是否成立。首先,檢驗探索式創(chuàng)新(EI)的中介效應(yīng),根據(jù)模型(3)(4)的回歸結(jié)果可知,管理層能力與企業(yè)價值、探索式創(chuàng)新均在1%水平上呈顯著正相關(guān)關(guān)系,模型(5)在模型(3)的基礎(chǔ)上加入變量探索式創(chuàng)新(EI)后的回歸結(jié)果顯示,管理層能力、探索式創(chuàng)新均正相關(guān)于企業(yè)價值,且相較于模型(3),管理層能力與企業(yè)價值的回歸系數(shù)變小。由此可得,探索式創(chuàng)新在管理層能力與企業(yè)價值之間發(fā)揮了部分中介作用。接著,檢驗開發(fā)式創(chuàng)新(DI)的中介效應(yīng)。對比模型(3)模型(4)可知,管理層能力與企業(yè)價值在1%水平上顯著正相關(guān),與開發(fā)式創(chuàng)新(DI)在1%水平上顯著負相關(guān);模型(5)在模型(3)的基礎(chǔ)上加入變量開發(fā)式創(chuàng)新(DI)后的回歸結(jié)果顯示,管理層能力、開發(fā)式創(chuàng)新均正相關(guān)于企業(yè)價值,但相較于模型(3),管理層能力與企業(yè)價值的回歸系數(shù)變大。顯然,開發(fā)式創(chuàng)新在管理層能力與企業(yè)價值之間的中介效應(yīng)不成立。據(jù)此,假設(shè)H3a得到驗證。

3.3.4 機構(gòu)投資者持股的調(diào)節(jié)作用如表5所示,模型(6)的回歸結(jié)果顯示:MA×Inst的回歸系數(shù)顯著為正,且管理層能力與企業(yè)價值之間的回歸系數(shù)亦為正值,兩者符號相同,表明機構(gòu)投資者持股顯著增強了管理層能力對企業(yè)價值的促進作用,假設(shè)H4得到驗證。

表5 機構(gòu)投資者持股調(diào)節(jié)作用檢驗結(jié)果(N=23987)

3.4 穩(wěn)健性檢驗

3.4.1 變更企業(yè)價值的衡量方式考慮到變量的不同衡量方式可能會得出不同結(jié)果,本文變更企業(yè)價值的衡量方式進行穩(wěn)健性分析:用總資產(chǎn)收益率(ROA)作為企業(yè)價值的替代變量重新回歸,結(jié)果如表6所示?？梢钥闯?管理層能力與企業(yè)價值(ROA)在1%水平上顯著正相關(guān);與探索式創(chuàng)新(EI)在1%水平上呈顯著正相關(guān)。模型(5)在模型(3)的基礎(chǔ)上加入探索式創(chuàng)新(EI)后的回歸結(jié)果顯示:管理層能力、探索式創(chuàng)新均正向關(guān)于企業(yè)價值,且管理層能力與企業(yè)價值的回歸系數(shù)有所減少,這說明探索式創(chuàng)新在管理層能力與企業(yè)價值之間發(fā)揮部分中介作用,與上文分析基本一致。

表6 變更企業(yè)價值衡量方式的回歸結(jié)果(N=23987)

3.4.2 變更中介檢驗方法本文用非參數(shù)百分位Bootstrap法再次驗證探索式創(chuàng)新在管理層能力與企業(yè)價值之間是否發(fā)揮中介作用。結(jié)果如表7所示,無論是管理層能力與企業(yè)價值之間的直接效應(yīng)(MA→TobinQ)還是加入了探索式創(chuàng)新的間接效應(yīng)(MA→EI→TobinQ),均在95%的置信區(qū)間(上下限)內(nèi)不包含0,證明結(jié)果均顯著,即探索式創(chuàng)新在管理層能力與企業(yè)價值之間的間接效應(yīng)以及直接效應(yīng)均顯著成立,由此可以說明探索式創(chuàng)新在管理層能力與企業(yè)價值之間發(fā)揮的是部分中介作用,進一步印證結(jié)果的穩(wěn)健。

表7 探索式創(chuàng)新的中介效應(yīng)檢驗

3.4.3 內(nèi)生性檢驗高能力管理層能夠給企業(yè)帶來更大價值,但價值高的公司董事會更傾向于選擇高能力管理層,因此管理層能力與企業(yè)價值可能存在雙向因果的內(nèi)生性問題。豪斯曼檢驗結(jié)果得到p值為0(小于0.5),拒絕解釋變量是外生的假設(shè),表明解釋變量確實存在內(nèi)生性問題,故選用工具變量法來解決。借鑒姚立杰等[6]的做法,本文選用管理層能力的行業(yè)均值(MA1)作為工具變量,且經(jīng)過度識別檢驗以及弱工具變量檢驗后,均表明該工具變量是合理的。對模型(3)進行回歸的結(jié)果見表8,第一階段顯示工具變量(MA1)與管理層能力(MA)顯著正相關(guān),也表明本文所選取的工具變量(MA1)滿足相關(guān)性要求;第二階段顯示管理層能力與企業(yè)價值在1%水平上呈顯著正相關(guān),與前文主效應(yīng)回歸結(jié)果一致,表明本文研究結(jié)果穩(wěn)健。

表8 內(nèi)生性檢驗(N=23987)

4 進一步分析

基于上述研究結(jié)果,在企業(yè)資源有限的情況下,管理層在做創(chuàng)新投資決策時,探索式創(chuàng)新投入與開發(fā)式創(chuàng)新投入會發(fā)生沖突,本文的研究結(jié)論支持了March[31]的觀點,認(rèn)為這種沖突使得企業(yè)需要在探索式創(chuàng)新與開發(fā)式創(chuàng)新之間找到適當(dāng)平衡。那么高能力管理層能否平衡好兩者間的關(guān)系?這種平衡式雙元創(chuàng)新能否在管理層能力與企業(yè)價值之間發(fā)揮中介作用?基于此,本文借鑒姚梅芳等[32]的做法,用探索式創(chuàng)新與開發(fā)式創(chuàng)新之差的絕對值來衡量企業(yè)雙元創(chuàng)新(SI),實證檢驗雙元創(chuàng)新是否在管理層能力與企業(yè)價值之間發(fā)揮中介作用。同前文驗證雙元創(chuàng)新的中介作用模型一致,選用逐步回歸法,僅變更中介變量的衡量方式即將原中介變量替換為SI,回歸結(jié)果如表9所示,管理層能力顯著促進企業(yè)雙元創(chuàng)新,且雙元創(chuàng)新在管理層能力與企業(yè)價值之間發(fā)揮部分中介作用。

表9 雙元創(chuàng)新對管理層能力與企業(yè)價值關(guān)系的中介效應(yīng)檢驗結(jié)果(N=23987)

5 結(jié)語

5.1 研究結(jié)論

本文以滬深A(yù)股上市公司為研究樣本,實證研究了管理層能力對企業(yè)價值的影響以及雙元創(chuàng)新和機構(gòu)投資者持股在其中的作用,得出的結(jié)論具體如下:第一,高能力管理層有助于促進企業(yè)價值提升,說明高層管理人員能夠充分利用自身較強的能力對企業(yè)現(xiàn)有資源進行合理配置,并做出恰當(dāng)、合理、有效的決策,進而達到提升企業(yè)價值的目的。第二,管理層能力顯著促進企業(yè)探索式創(chuàng)新,對開發(fā)式創(chuàng)新有顯著抑制作用,這表明相對于開發(fā)式創(chuàng)新,高能力管理層更傾向于高風(fēng)險高回報的探索式創(chuàng)新。同時,探索式創(chuàng)新、雙元創(chuàng)新均在管理層能力與企業(yè)價值之間發(fā)揮部分中介作用,即管理層能力主要通過雙元創(chuàng)新中的探索式創(chuàng)新正向影響企業(yè)價值,說明高能力管理層期望通過選擇探索式創(chuàng)新戰(zhàn)略來發(fā)展企業(yè)未來的核心競爭優(yōu)勢,以提升企業(yè)價值。第三,機構(gòu)投資者持股在管理層能力與企業(yè)價值之間發(fā)揮積極的正向調(diào)節(jié)作用,說明隨著我國資本市場中A股專業(yè)機構(gòu)投資者持股比例的提高,對管理層的監(jiān)督更加積極和有效,促使高能力管理層朝著提升企業(yè)長期價值的方向努力。

5.2 管理啟示

基于上述研究結(jié)論,本文得到如下啟示:第一,上市企業(yè)應(yīng)深刻認(rèn)識到高能力管理層在企業(yè)的價值創(chuàng)造與實現(xiàn)過程中的積極作用,積極引入高素質(zhì)高質(zhì)量管理層,重視對管理層能力的培養(yǎng);第二,基于管理層能力對企業(yè)創(chuàng)新戰(zhàn)略選擇的重要影響,管理層應(yīng)以長遠發(fā)展的眼光看待企業(yè)的創(chuàng)新戰(zhàn)略選擇,在看到探索式創(chuàng)新項目高收益的同時亦不能忽視其高風(fēng)險的特性,把握好開發(fā)式創(chuàng)新與探索式創(chuàng)新之間的平衡關(guān)系,以使企業(yè)在爭取核心競爭優(yōu)勢的同時實現(xiàn)平穩(wěn)發(fā)展,助力企業(yè)價值平穩(wěn)提升;第三,企業(yè)應(yīng)積極引入高質(zhì)量機構(gòu)投資者,完善外部治理機制,適當(dāng)增加機構(gòu)投資者的話語權(quán),引導(dǎo)其積極參與公司治理,發(fā)揮外部治理機制的正向作用,針對企業(yè)不同時期、不同發(fā)展階段以及所面臨不同的市場環(huán)境等,管理層做出的不同戰(zhàn)略決策,機構(gòu)投資者應(yīng)發(fā)揮“有效監(jiān)管”作用。

5.3 研究不足與展望

第一,針對企業(yè)不同發(fā)展階段,管理層能力對企業(yè)雙元創(chuàng)新選擇可能存在差異,比如初創(chuàng)期企業(yè)可能由于長期研發(fā)資源等的匱乏,高能力管理層更傾向于選擇開發(fā)式創(chuàng)新以保障企業(yè)短期利益,支撐企業(yè)長期發(fā)展;相對而言,處于成長期和成熟期的企業(yè)則很大可能依據(jù)自身具備的各項資源,在保證開發(fā)式創(chuàng)新的基礎(chǔ)上,更側(cè)重探索式創(chuàng)新。因此,本文以后的研究可以從這一角度展開深入探討。第二,本文研究的是同一時間段內(nèi)管理層能力對企業(yè)雙元創(chuàng)新的影響,但實際上企業(yè)通常追求順序式創(chuàng)新,即企業(yè)探索式創(chuàng)新與開發(fā)式創(chuàng)新不必同時進行,可以在不同時間段分別進行即可,實現(xiàn)間斷性均衡[33]。管理層能力或管理層其他特質(zhì)對順序式雙元創(chuàng)新模式的影響也是未來研究的重點。