盧正文，許 康

（上海應用技術大學經濟與管理學院，上海 201418）

一、引 言

黨的二十大報告指出，要加快構建新發(fā)展格局，著力推動高質量發(fā)展。而可持續(xù)經濟增長是實現高質量發(fā)展的題中之義和必由之路［1］，因此，新發(fā)展格局要求不斷推動經濟可持續(xù)發(fā)展。相反，單純追求快速增長因為扭曲（資源配置偏離最優(yōu)均衡狀態(tài)）的存在隨時可能會面臨瓶頸，從而陷入經濟陷阱［2］。事實上，宏觀層面的可持續(xù)發(fā)展有賴于企業(yè)層面的可持續(xù)增長。然而，當前全球經濟不確定性增加，外部需求萎縮，美對華經濟打壓不斷，企業(yè)可持續(xù)增長面臨困境?！昂谔禊Z”“灰犀?！笔录l發(fā)表現出VUCA 特征（易變性、不確定性、復雜性、模糊性）（1）將成為未來環(huán)境的新常態(tài)，如何實現持久、平穩(wěn)和有效增長是企業(yè)在不確定環(huán)境下需直面的挑戰(zhàn)。

當前，學界對企業(yè)可持續(xù)增長的研究主要聚焦于技術創(chuàng)新。然而，對與技術創(chuàng)新同等重要的管理創(chuàng)新關注不多［3］。事實上，管理創(chuàng)新是現代組織在動蕩環(huán)境中運作和發(fā)展的關鍵影響因素［4］，是提升資源配置效率的有效手段［5-7］，其在可持續(xù)增長與長期生存中發(fā)揮的效能可能更甚于前者。

然而，管理創(chuàng)新往往是無形的、抽象的，這使得它的操作和推進方式復雜和模糊不清［8］，容易出現創(chuàng)新停滯、動力不足現象，因此，管理創(chuàng)新的推進和企業(yè)可持續(xù)增長離不開人力和財務資源的持續(xù)支持［9］。從組織外部來看，成熟的資本市場對經濟高質量發(fā)展有著不可忽視的作用，但當前國內資本市場融資過程金融錯配現象仍較為突出［10］，當不同企業(yè)之間的金融資源不匹配時，資本融資市場失衡，外源融資成本大于內源成本，錯配程度較高的企業(yè)不僅自身資源受到制約，而且存在融資難、融資貴等問題［11］，一定程度上阻絕了企業(yè)財務資源與外部資金的接軌融匯，也抑制了財務資源的創(chuàng)新支持效應和企業(yè)可持續(xù)增長。因此，透過戰(zhàn)略激進度和金融錯配兩個棱鏡，可以更深層次洞察管理創(chuàng)新與企業(yè)可持續(xù)增長之間的作用機理，也為兩者關系尋找到權變因素和邊界條件。

基于此，本文結合動態(tài)能力理論和資源配置理論，構建管理創(chuàng)新與企業(yè)可持續(xù)增長的主效應和邊界機制驗證模型，并采用A股上市公司數據進行實證檢驗。本文的主要貢獻在于：①豐富了企業(yè)可持續(xù)增長有關的研究，拓展了管理創(chuàng)新在公司創(chuàng)新領域的應用。以往對企業(yè)可持續(xù)增長研究主要從技術創(chuàng)新［12］、稅收籌劃［13］、管理層特質［14］等展開，本文根據Higgins（1977）［15］可持續(xù)增長模型，實證考察了管理創(chuàng)新與企業(yè)可持續(xù)增長的關系，剖析了其中的影響路徑，在理論上拓寬了可持續(xù)增長驅動因素的研究視野。②現有對企業(yè)可持續(xù)增長的作用機制探討主要基于研發(fā)投入、融資約束、行業(yè)競爭等視角［13，16］，研究其中介機制和調節(jié)效應，本文從組織內、外部兩個維度引入戰(zhàn)略激進度和金融錯配作為調節(jié)變量，彌補了已有文獻對管理創(chuàng)新與企業(yè)可持續(xù)增長之間關系的邊界機制和權變情境研究的不足，也為明晰戰(zhàn)略選擇、優(yōu)化金融資源配置以及完善創(chuàng)新扶持政策提供了理論依據。③深入討論以上機制是否由于企業(yè)產權、地區(qū)和行業(yè)異質性特征而產生差異，對推動“一企一策”“一地一策”“一行一策”具有現實啟示價值。

二、文獻回顧與理論假設

（一）管理創(chuàng)新與企業(yè)可持續(xù)增長

新發(fā)展格局要求深化改革以促進資源優(yōu)化配置［17］，管理創(chuàng)新是企業(yè)層面自我革新的有力舉措，也是微觀層面推進新發(fā)展格局的現實方法。然而，自“創(chuàng)新”概念被熊彼特提出以來，主流研究聚焦于與研發(fā)活動相關的有形的技術創(chuàng)新。直到日本企業(yè)通過精益管理、科學管理、質量管理等管理創(chuàng)新實踐，為日本成為工業(yè)強國奠定基礎，作為熊彼特框架中與有形技術創(chuàng)新同等重要的無形的管理創(chuàng)新才逐漸引起學術界的關注［18］。Birkinshaw 等（2008）［6］認為，管理創(chuàng)新是“管理實踐、流程、結構或技術的發(fā)明和實施，對現有技術的新發(fā)展，旨在促進組織目標的實現”。因此，管理創(chuàng)新通過組織結構、管理制度、產業(yè)流程等非有形技術的創(chuàng)新實踐行為，提升企業(yè)資源配置效率，進而促進社會資源優(yōu)化配置。此外，新發(fā)展格局要求不斷推動經濟可持續(xù)發(fā)展，而企業(yè)可持續(xù)增長是經濟可持續(xù)發(fā)展的前提和基礎，Higgins（1977）［15］認為，企業(yè)可持續(xù)增長率是企業(yè)利用留存財務資源且在不耗盡現有財力資源下實現的最大增長速度。企業(yè)可持續(xù)增長依托于企業(yè)當前財力資源，而企業(yè)的財力資源留存比例取決于企業(yè)實施的財務政策，除此之外，資源配置能力不足、經營低效和缺乏競爭力也是企業(yè)可持續(xù)增長的重大障礙［19］。因此，新發(fā)展格局下管理創(chuàng)新就是要通過改善資源配置能力、提升經營效率、按需轉變財務政策獲得競爭優(yōu)勢，從而促進企業(yè)實現可持續(xù)增長。

具體而言，管理創(chuàng)新在內部體現為組織結構流程的優(yōu)化配置和更新重組，外部則表現為對環(huán)境的洞察分析和識別利用［20］，以此獲得整合和重新協調內外部技能和資源的能力，增強企業(yè)在不確定環(huán)境中的適應能力以及動態(tài)能力。動態(tài)能力理論認為，這種能力恰是企業(yè)持續(xù)適應不斷變化的外部條件所必備的，在此基礎上，動態(tài)能力還能反哺于管理創(chuàng)新，激發(fā)組織靈活性和創(chuàng)造新能力［21］，螺旋式上升地與時俱進、與環(huán)境共存，探索出貼合企業(yè)情景的管理方法。這不僅減少企業(yè)各部門或上下級間無效溝通，而且優(yōu)化了企業(yè)資源的流通和運轉，進而能夠通過提升企業(yè)經營效率［22］、改善資源配置效率［23］、獲得與行業(yè)競爭對手相比可持續(xù)的競爭優(yōu)勢［24］，促進企業(yè)可持續(xù)增長。

此外，長期進行管理創(chuàng)新的企業(yè)會積極探索并采用新的決策方法［25］，與墨守成規(guī)執(zhí)行固有決策方法的企業(yè)相比，具有管理創(chuàng)新經驗的企業(yè)能及時更新優(yōu)化組織經營決策、財務決策甚至關乎存亡的組織戰(zhàn)略決策，適應環(huán)境的財務決策有益于組織減少非必要和非有效的資金運用及耗費，實現財務資源有效利用，改善財務績效［26］，從而獲得更多的財務資源留存，促進企業(yè)的可持續(xù)增長。管理創(chuàng)新帶來的組織戰(zhàn)略變革決策往往也是引進技術創(chuàng)新的先決條件，研發(fā)活動生產的新產品和新技術，不僅提升企業(yè)競爭優(yōu)勢，研發(fā)過程形成的無形資產也能一定程度改善經營效率，進一步促進企業(yè)可持續(xù)增長［16］。Skare和Porada-Rochon（2022）［12］也發(fā)現，軟創(chuàng)新在喚醒和驅動可持續(xù)增長的潛在自我傳播功能方面發(fā)揮著重要作用，盡管沒有提出管理創(chuàng)新概念，軟創(chuàng)新具體所涵蓋的內容卻與管理創(chuàng)新有異曲同工之處，都倡導組織結構、組織流程、組織模式的不斷迭代創(chuàng)新，而正是這些挑戰(zhàn)妨礙公司長期保持可持續(xù)增長［27］。

基于此，本文認為管理創(chuàng)新通過更新甚至顛覆原有組織結構、管理制度、產業(yè)流程，從而獲得了整合和重新協調內外部技能和資源的能力，增強企業(yè)在不確定環(huán)境中的適應能力，同時通過優(yōu)化決策方法提升經營效率、獲取競爭優(yōu)勢，最終改善了財務績效，進而促進企業(yè)可持續(xù)增長。據此，本文提出假設1。

H1：管理創(chuàng)新能夠顯著正向影響企業(yè)可持續(xù)增長。

（二）戰(zhàn)略激進度的調節(jié)作用

管理創(chuàng)新可以促進企業(yè)可持續(xù)增長，然而，由于管理創(chuàng)新是組織結構、產業(yè)流程、業(yè)務模式的變革，其創(chuàng)新推動過程遠比單純的技術創(chuàng)新更復雜，難度也更大，這就要求企業(yè)從戰(zhàn)略層面自上而下進行規(guī)劃實施，需要高層管理者支持推動，需要整個組織系統(tǒng)的稀缺資源的支持［28］，否則管理創(chuàng)新難以為繼，因此，管理創(chuàng)新的促進效果受到戰(zhàn)略決策的影響。從戰(zhàn)略決策而言，企業(yè)戰(zhàn)略決策呈現出戰(zhàn)略激進（即戰(zhàn)略激進度）到戰(zhàn)略保守的漸進性連續(xù)變化，前者在戰(zhàn)略決策和實施上更積極主動甚至具有一定進攻性，后者往往采用防御型戰(zhàn)略，維持公司現有業(yè)務經營。采用積極進取型戰(zhàn)略的企業(yè)會將更多稀缺資源向新業(yè)務、新產品、新市場方向傾斜，其組織內資源利用和流轉速度也更高，能更好地發(fā)揮管理創(chuàng)新對企業(yè)可持續(xù)增長的促進效用。

首先，激進性是創(chuàng)新的一個重要屬性［29］，采取激進型戰(zhàn)略的公司，迫于董事會以及管理層的推進，組織內部充盈著重組與變革的氛圍，不同部門及上下級積極響應組織號召，逐漸形成象征企業(yè)激進文化的獨特凝聚力與執(zhí)行力。管理創(chuàng)新行為在戰(zhàn)略激進程度高的企業(yè)更能獲得組織內部成員的傾力支持與配合，也有利于企業(yè)快速調整與重構管理模式，改善經營效率和資源配置效率，促進企業(yè)的可持續(xù)增長。其次，簡建輝等（2022）［30］研究指出，戰(zhàn)略激進程度高的公司，出于“補償效應”的角度，會促使企業(yè)增加財務信息披露量，更加重視自身財務行為［31］，一定程度上減少了資產虛增、負債漏列、利潤操作等財務造假行為［32］，從而有利于企業(yè)轉變財務政策，推動可持續(xù)增長。進一步來說，創(chuàng)新型企業(yè)內部信息更新和迭代速度比較快，通常會表現出與各類利益相關者之間的信息不對稱［33］，而戰(zhàn)略激進程度越高的公司往往采取披露更多財務報告、履行企業(yè)社會責任等方式充當信號傳遞機制，削弱與外界的信息差［31］，從而促進管理創(chuàng)新在企業(yè)可持續(xù)增長中發(fā)揮的效用。

此外，隨著科技的發(fā)展，創(chuàng)新的潛在風險越來越受到重視，比如人工智能技術。由此，有學者提出“負責任創(chuàng)新”理念，該理念認同創(chuàng)新對世界發(fā)展的重大驅動作用，但同時倡導要確保科技創(chuàng)新無害化和發(fā)揮正向作用［34］。這一理念與可持續(xù)發(fā)展理念的內在本質是一致的。就戰(zhàn)略激進度對其影響而言，企業(yè)采取積極進取型戰(zhàn)略，不僅能夠促進組織內各部門之間的溝通和聯系，而且管理層出于獲取外部資源的動機，往往更注重建立與利益相關者的網絡關系和注重風險控制以及企業(yè)社會責任的履行［31］，因此，這些企業(yè)在創(chuàng)新過程中，會對潛在的負面影響和后果進行分析，會聽取各利益相關方意見，會注意主流價值觀的影響等，從而使創(chuàng)新行為更符合負責任創(chuàng)新理念的要求。所以，積極進取型戰(zhàn)略激進有利于創(chuàng)新效果的正向性，進而有利于可持續(xù)增長。

總之，企業(yè)戰(zhàn)略越積極進取，跟隨管理創(chuàng)新步伐所需要的人力和財力資源越充足與厚實，管理創(chuàng)新在企業(yè)激進型戰(zhàn)略的加持下，表現為管理層全程監(jiān)督組織結構變革、組織員工落實管理模式的更新、企業(yè)各部門推動產業(yè)流程的重組，切實改善資源配置效率，同時強化負責任理念，提升企業(yè)競爭優(yōu)勢，促進企業(yè)可持續(xù)增長。據此，本文提出假設2。

H2：戰(zhàn)略激進度在管理創(chuàng)新與企業(yè)可持續(xù)增長中起到顯著正向調節(jié)作用，即管理創(chuàng)新在采取積極進取型戰(zhàn)略的企業(yè)能夠更好地促進企業(yè)的可持續(xù)增長。

（三）金融錯配的調節(jié)作用

金融資本作為資本的重要組成部分，對經濟高質量發(fā)展有著不可忽視的作用，是企業(yè)可持續(xù)增長的關鍵驅動因素［16］。資源配置理論認為，效率更高的部門擁有配置更多金融資源的權利，才能使得資源配置達到最優(yōu)均衡狀態(tài)。然而，現實經濟體系普遍存在金融資源配置偏離最優(yōu)效率現象，即所謂的金融錯配［35］。一方面，其造成的后果表現為資本融資市場失衡、收益評估功能紊亂、貨幣資金流通堵塞［11］，進而影響企業(yè)財務政策的執(zhí)行；另一方面，低效率部門獲得更多的金融資源卻無法充分發(fā)揮資源的真正價值和實際效用，導致企業(yè)整體經營效率變低，財務績效下降，達不到既定財務政策內的最大增長，不利于企業(yè)可持續(xù)增長的實現。在金融錯配程度越高的企業(yè)，外部融資貴、融資難問題越嚴重，不僅沒有足夠金融資源的流入，反而進一步阻礙企業(yè)獲得外部資金的支持，此時，缺乏持續(xù)資金維持的管理創(chuàng)新活動難免出現創(chuàng)新中斷、創(chuàng)新動力不足局面，體現為對組織結構、管理模式和產業(yè)流程的革新不徹底［28］，組織結構、業(yè)務流程、管理機制沒有得到實際性、根源性變革，以至于無法有效改善并提升企業(yè)經營效率、資源配置能力。因此，金融錯配給管理創(chuàng)新帶來人力和財力資源、體制機制障礙，抑制企業(yè)管理創(chuàng)新對可持續(xù)增長的促進作用。文書洋和劉錫良（2019）［36］研究發(fā)現，金融資源明顯偏向于重污染企業(yè)，形成企業(yè)不斷以污染換增長局面，忽視企業(yè)以可持續(xù)增長路徑實現經濟持久、平穩(wěn)和有效增長［37］。金融資本在不同行業(yè)、企業(yè)以及部門中的錯配，容易造成管理創(chuàng)新失效，同時不利于企業(yè)追求可持續(xù)增長。據此，本文提出假設3。

H3：金融錯配在管理創(chuàng)新與企業(yè)可持續(xù)增長中起到顯著負向調節(jié)作用，即錯配程度越高的企業(yè)，管理創(chuàng)新對企業(yè)可持續(xù)增長的正向影響越弱。

三、研究設計

（一）數據來源與樣本選擇

本文選取2007—2021 年A 股上市公司作為研究樣本，因為自2007 年1 月1 日起，財政部正式實施新會計準則，上市公司按相應標準披露會計數據。在此基礎上，按照以下標準剔除不恰當樣本：當年*ST或ST上市公司樣本；金融行業(yè)上市公司樣本；存在缺失值的上市公司樣本。最終獲得2 713家上市公司共15 537條樣本數據，并對最終數據的連續(xù)變量縮尾1%和99%，避免極端值的影響。本文所有研究數據都來自WIND 和CSMAR 數據庫，并使用Stata17.0軟件進行計量統(tǒng)計分析。

（二）變量定義與測量

1.企業(yè)可持續(xù)增長（SGR）

目前，度量可持續(xù)增長率的模型主要有會計口徑和現金流口徑兩種方式。由于現金流口徑的計算結果通常與實際狀況相比波動較大，因而會計口徑模型應用更為廣泛［38］，故本文采用會計口徑計算方法，同時使用兩種模型計算可持續(xù)增長率。首先參照Higgins（1997）［15］、楊松令等（2021）［16］的研究中關于可持續(xù)增長的希金斯計量模型，如式（1）所示；在穩(wěn)健性檢驗部分參考江承鑫等（2021）［1］的做法，采用范霍恩的計量模型。

其中：P為銷售凈利率—凈利潤/銷售收入；A為資產周轉率—銷售收入/期末總資產；T為期末權益乘數—期末資產總額/期初股東權益總額；R為收益留存率，即1-股利支付率。

2.管理創(chuàng)新（MI）

大多數研究基于問卷測量和基于定量指標直接計算兩種方式對管理創(chuàng)新進行度量，本文利用上市公司管理效率（主營業(yè)務收入/管理費用）、運營效率（總資產周轉率）和營銷效率（主營業(yè)務收入/銷售費用）三個指標的加權計算代理管理創(chuàng)新評分，并借鑒馮南平等（2021）［22］的處理步驟，采用三個指標的相關系數矩陣獲得其指標權重，最終計算管理效率（ME）、運營效率（OE）和營銷效率（SE）指標權重依次為0.379、0.364、0.257。即

3.戰(zhàn)略激進度（STRATEGY）

現有對戰(zhàn)略激進度的測量［30，39-40］，大多是根據六個方面的指標構建離散變量代理戰(zhàn)略激進度，這些方法都大同小異，唯一的區(qū)別在于對六個指標的賦值不同，比如Bentley 等（2013）［39］將六個指標分成五組后，最小值取1，次小值取2，以此類推最大值取5，而簡建輝等（2022）［30］從最小值取0開始，最大值為4，得出戰(zhàn)略激進度的離散變量范圍，兩者本質沒有區(qū)別。本文借鑒上述測量方法，用以下六個方面指標構建離散變量代理戰(zhàn)略激進度，包括研發(fā)支出與銷售收入比值、員工數量除以銷售收入、銷售收入的增長率、銷售和管理費用占比、員工人數波動性、固定資產占比。本文計算過去五年上述六個變量的均值，并按每一年度、同一行業(yè)對樣本進行排序，其中，對上述前五個變量，將同年同行業(yè)樣本從小到大平均分為五組，最小組取值為0，次小組取值為1，以此類推；對上述第六個變量反向取值，即最小組取值為4，次小組取值為3，以此類推。將上述六個變量分組得分按不同年度不同企業(yè)樣本進行加總作為企業(yè)戰(zhàn)略激進度（STRATRGY）的度量變量，取值范圍為0～24，STRATEGY值越高，企業(yè)戰(zhàn)略越激進，而STRATEGY值越低，企業(yè)戰(zhàn)略越保守。

4.金融錯配（FM）

借鑒Hsieh 和Klenow（2009）［41］、趙曉鴿等（2021）［35］的研究，本文使用企業(yè)資本使用成本與行業(yè)平均資本成本的比值來測量金融錯配，這個比值越大，表示企業(yè)資本使用成本偏離行業(yè)水平越大，金融錯配程度越高。其中，企業(yè)資本成本用企業(yè)利息支出除以扣除應收賬款的負債總額進行測量。

5.控制變量

為使模型估計更精確，減少遺漏變量帶來的干擾，本文控制了公司年齡（AGE）、公司規(guī)模（SIZE）、公司產權性質（STATE）、管理層持股比例（DIR）、資產流動性（LIQUIDITY）。其中AGE 變量的測量是當前觀察年份與公司成立年份之間的差值，但方差過大，為此對AGE 變量的差值進一步取對數并進行前后各1%縮尾處理。管理層持股比例比較高的情況下，受股權激勵的影響，更加關注公司長期收益，可能影響企業(yè)可持續(xù)增長；資產流動性為可持續(xù)增長提供可支配資源保障。本文參照相關研究［1，16］，還控制了資產負債率（LEV）、獨立董事占比（INDEP）、托賓Q值（Q）。

（三）模型構建

為檢驗管理創(chuàng)新對企業(yè)可持續(xù)增長的影響，以及戰(zhàn)略激進度和金融錯配在兩者之間的調節(jié)效應，本文構建雙重固定效應模型如下：

其中，Controlsi，t表示所有控制變量集合，Firm和Year 代表控制公司和年份效應。式（3）—（5）分別對應H1—H3的檢驗。

四、實證分析

（一）描述性統(tǒng)計

表1是變量的描述性統(tǒng)計結果，可以看出，企業(yè)可持續(xù)增長率（SGR）和管理創(chuàng)新（MI）的均值分別為0.099 和0.003，標準差分別為0.114 和0.453，表明企業(yè)管理創(chuàng)新水平并不是很高，不同企業(yè)管理創(chuàng)新能力呈現出一定差異性。企業(yè)戰(zhàn)略激進度（STRATEGY）的均值為11.67，標準差為4.097，說明樣本企業(yè)戰(zhàn)略選擇比較中立；而金融錯配（FM）的最大值為3.320，最小值為-1，均值為-0.065，這說明不同企業(yè)之間的金融錯配程度呈現出明顯的差異化。

（二）相關分析

表2是對本文主要變量的相關性分析，可以看出，管理創(chuàng)新（MI）與企業(yè)可持續(xù)增長（SGR）的Pearson相關系數為0.142，且在1%的水平上顯著，表明MI和SGR之間具有顯著正相關關系。STRATEGY、FM、AGE、SIZE和LIQUIDITY與SGR的相關系數分別為0.016、-0.045、-0.050、0.156、0.059，均在1%的水平上顯著，說明STRATEGY、SIZE 和LIQUIDITY與SGR具有顯著正相關關系，而FM和AGE與SGR具有顯著負相關關系，年齡越大的公司內部制度、財務決策可能越需要變革才能與可持續(xù)增長接軌。表2 其余各相關系數均較小，且方差膨脹因子檢驗表明平均VIP 值為1.29，最大VIP 值為1.58，均小于5，說明變量之間不存在多重共線性。

表2 主要變量相關分析矩陣

（三）基準回歸

本文采用雙向固定效應模型對式（3）—（5）進行估計，表3報告了管理創(chuàng)新對企業(yè)可持續(xù)增長的回歸結果，以及戰(zhàn)略激進度和金融錯配的調節(jié)效應回歸結果。其中，列（1）只加入控制變量和個體以及年份固定效應對SGR進行回歸，結果表明STATE、SIZE、LIQUIDITY 以及Q對SGR 確實存在顯著影響。列（2）報告了主效應回歸，MI系數顯著為正（β=0.060，P＜0.01），管理創(chuàng)新能力每提高一個標準差（0.007），企業(yè)可持續(xù)增長將平均提高0.42%，說明管理創(chuàng)新對我國上市公司可持續(xù)增長有顯著的正向促進效應，H1得到支持與驗證。主要原因可能在于，管理創(chuàng)新基于對內部信息處理和資源優(yōu)化、外部環(huán)境洞察分析，進而更新重組組織結構、管理模式和產業(yè)流程，提升資源配置能力、經營效率，選擇適應外部環(huán)境的財務政策，從而促進企業(yè)的可持續(xù)增長能力。

表3 基準回歸結果

表3列（3）報告了STRATEGY 的調節(jié)效應結果，MI×STRATEGY 的系數顯著為正（β=0.005，P＜0.01），表明戰(zhàn)略激進度在管理創(chuàng)新對企業(yè)可持續(xù)增長的影響中存在顯著的正向調節(jié)效應，H2 得到支持與驗證。列（4）報告了FM 的調節(jié)效應結果，MI×FM的系數顯著為負（β=-0.009，P＜0.1），說明金融錯配在管理創(chuàng)新與企業(yè)可持續(xù)增長的關系中存在顯著負向調節(jié)作用，H3 得到支持與驗證。主要原因可能是，戰(zhàn)略激進度越高的企業(yè)，人力和財務資源的支持以及信息不對稱的削減為企業(yè)建立了良好的基礎，在這樣的企業(yè)中，管理創(chuàng)新實施的過程更敏捷、效果更卓著，對可持續(xù)增長促進作用更強；而金融錯配程度越高的企業(yè)，加重了財務資源的負擔，融資難、融資貴問題突出，進而導致管理創(chuàng)新對企業(yè)可持續(xù)增長促進作用變弱。

由于戰(zhàn)略激進度和管理創(chuàng)新測量指標有重疊部分，為避免調節(jié)作用完全由重復部分導致而產生誤差，本文在刪除戰(zhàn)略激進度中管理費用和銷售費用指標后，以其余五個指標的加總得到新的戰(zhàn)略激進度變量（STRA），繼續(xù)進行回歸。表3 列（5）顯示，MI×STRA 的系數顯著為正（β=0.004，P＜0.01），說明結果穩(wěn)健。

（四）內生性檢驗

1.工具變量法

本文可能存在反向因果和樣本自選擇問題，首先，企業(yè)可持續(xù)增長率越高，為了匹配可持續(xù)增長，對組織結構、流程的更新要求越迫切，導致管理創(chuàng)新水平越高；其次，管理創(chuàng)新水平高，其自身能力和組織結構更便于企業(yè)實現可持續(xù)增長。因此，借鑒Lewbel（1997）［42］的研究，本文采用管理創(chuàng)新與按行業(yè)（制造業(yè)二級編碼，其他行業(yè)一級編碼）和省份分類的管理創(chuàng)新均值的差額的三次方作為工具變量（lewbel_iv），同時參考張多蕾等（2022）［31］、韓永輝等（2017）［43］、李云鶴等（2022）［44］等構造工具變量的方法，將管理創(chuàng)新滯后二期（iv1）和同年份除企業(yè)自身外的管理創(chuàng)新行業(yè)平均值（iv2）作為管理創(chuàng)新的工具變量。從相關性看，行業(yè)內其他公司的管理創(chuàng)新水平反映了行業(yè)內管理創(chuàng)新的整體情況，因此與該公司管理創(chuàng)新水平相關；從排他性看，行業(yè)內其他公司的管理創(chuàng)新水平不會直接影響本公司企業(yè)可持續(xù)增長。此外，為進一步避免戰(zhàn)略激進度和金融錯配造成的內生性問題，本文選取同年份除本企業(yè)外的戰(zhàn)略激進度行業(yè)平均值（stra_indus）、金融錯配滯后一期（pre_fm）和同年份除本企業(yè)外的金融錯配行業(yè)平均值（fm_indus）分別作為兩者的工具變量。根據以上做法，進一步將管理創(chuàng)新的工具變量（iv2）和戰(zhàn)略激進度的工具變量（stra_indus）的乘積（stra_indus_iv2）以及管理創(chuàng)新的工具變量（lewbel_iv）和企業(yè)戰(zhàn)略激進度的乘積（lewbel_iv_STRATEGY）作為管理創(chuàng)新和戰(zhàn)略激進度交互項的工具變量。同理，管理創(chuàng)新與金融錯配交互項的工具變量分別為fm_indus_iv2、pre_fm_iv1。據此，參照李云鶴等（2022）［44］進行交互效應兩階段回歸的方式，分別主效應和調節(jié)效應進行二階段回歸。

表4列（1）和列（2）分別報告了主效應兩階段結果，列（3）和列（4）是MI×STRATEGY兩階段結果，列（5）和列（6）則是MI×FM 兩階段結果。由列（1）、列（3）、列（5）可以看出，至少存在一個工具變系數顯著相關，此外，這些工具變量的KP-LM統(tǒng)計量和KP-F統(tǒng)計量均大于經驗值10，在1%的顯著性水平上顯著，可以認為沒有弱工具變量和識別不足問題。HansenJ統(tǒng)計量對應P值均大于0.1，接受原假設，認為模型不存在過度識別問題，所有工具變量都是外生變量，表明這些工具變量的選擇是有效的。列（2）、列（4）、列（6）分別顯示MI系數仍然顯著為正（β=0.019，P＜0.01），MI×STRATEGY 系數仍然顯著為正（β=0.004，P＜0.01），MI×FM 系數仍然顯著為負（β=-0.060，P＜0.01），從而證明了結論的穩(wěn)健性。

表4 工具變量回歸結果

2.滯后解釋變量

為了能有效減少反向因果造成的內生性問題，不少研究將解釋變量滯后一階重新對因變量進行回歸［45］，但考慮同期的控制變量也會對回歸模型產生干擾，本文不僅用滯后一階的解釋變量（L.MI）代替MI 進行回歸，同時進一步將所有控制變量也滯后一階加入回歸模型［46］。表5列（1）顯示L.MI的系數顯著為正（β=0.034，P＜0.01），進一步證明了結論的穩(wěn)定性。

表5 滯后解釋變量和PSM回歸結果

3.傾向得分匹配法（PSM）

本文利用傾向得分匹配修正個體系統(tǒng)性差異，以進一步減輕樣本自選擇造成的內生性問題。具體來說，將管理創(chuàng)新大于按年份分行業(yè)的管理創(chuàng)新中位數作為高水平管理創(chuàng)新，賦值為1，否則為低水平管理創(chuàng)新，賦值為0。以管理創(chuàng)新水平分類變量作為處理變量，基準回歸中控制變量作為協變量，進行1∶1 逐年近鄰匹配，得到匹配后樣本7 793。表5列（2）報告了PSM匹配后樣本回歸結果，其中，MI的系數顯著為正（β=0.059，P＜0.01），表明在控制樣本自選擇偏誤情況下，管理創(chuàng)新與企業(yè)可持續(xù)增長仍然為顯著正相關關系，與基準結果一致。

（五）穩(wěn)健性檢驗

本文進行多項穩(wěn)健性檢驗，以保證研究結果的穩(wěn)健性。

1.動態(tài)面板模型（GMM）

考慮因變量自身的效應識別問題，即企業(yè)可持續(xù)增長的提高是因為企業(yè)本身的可持續(xù)增長率就高（如上一期的高可持續(xù)增長率導致當期可持續(xù)增長率的變高），本文使用GMM 進行檢驗，即加入上一期的可持續(xù)增長率（L.SGR）作為控制變量。如表6列（1）顯示，MI系數依然顯著為正（β=0.055，P＜0.01），證明研究結論的可靠性。

表6 穩(wěn)健性檢驗結果

2.高維固定效應

盡管基準回歸控制了一系列變量，但仍可能遺漏影響管理創(chuàng)新和企業(yè)可持續(xù)增長的重要變量。對此，本文進一步納入年份—行業(yè)的交互固定效應（年份×行業(yè)），從而有效控制行業(yè)環(huán)境的時變性。表6 列（2）顯示，MI 系數依然顯著為正（β=0.058，P＜0.01），與基準回歸結果一致。

3.替換因變量的衡量方式

參照江承鑫等（2022）［1］的研究，本文繼續(xù)采用范霍恩的靜態(tài)可持續(xù)增長模型，測量企業(yè)可持續(xù)增長率（SGR1）。表6 列（3）結果顯示，MI 的系數依然顯著為正（β=0.062，P＜0.01），與基準結果相差無幾，證明了研究結論的穩(wěn)健性。

五、進一步分析

（一）中介機制檢驗

管理創(chuàng)新可以完善組織結構、管理制度等，以適應企業(yè)內部文化和外部環(huán)境，從而獲得與同行競爭對手相比可持續(xù)的競爭優(yōu)勢［20］，促進企業(yè)可持續(xù)增長。為了進一步驗證管理創(chuàng)新影響企業(yè)可持續(xù)增長的路徑機制，本文選取“企業(yè)競爭優(yōu)勢”作為中介變量，實證檢驗管理創(chuàng)新—企業(yè)競爭優(yōu)勢—企業(yè)可持續(xù)增長這一路徑效應。借鑒Yadav等（2017）［47］的研究，資產回報率（ROA）提供了戰(zhàn)略變化對業(yè)務影響的全面視圖以及公司績效的整體形象，本文據此以企業(yè)資產回報率相對于同行業(yè)水平的差值來衡量企業(yè)競爭優(yōu)勢（ΔROA），如式（6）所示。其中：ROA 表示企業(yè)資產回報率；ROAmean_industry為行業(yè)平均資產回報率。

中介效應實證結果見表7 所列。按逐步回歸法檢驗程序，首先，需要檢驗管理創(chuàng)新與企業(yè)可持續(xù)增長的關系，基準回歸已表明，管理創(chuàng)新可以顯著提升企業(yè)可持續(xù)增長；其次，對管理創(chuàng)新影響企業(yè)競爭優(yōu)勢模型進行回歸，表7 列（2）檢驗結果顯示，MI 系數顯著為正（β=0.028，P＜0.01），這說明管理創(chuàng)新顯著提高了企業(yè)的競爭優(yōu)勢，管理創(chuàng)新給組織結構、管理模式帶來的變革更新促進了企業(yè)區(qū)別于同行競爭對手的技術升級；最后，檢驗企業(yè)競爭優(yōu)勢是否在管理創(chuàng)新促進企業(yè)可持續(xù)增長的過程中發(fā)揮了中介作用，由表7 列（3）可知，ΔROA 的系數顯著為正（β=2.082，P＜0.01），說明存在中介效應，且MI系數不顯著（β=0.002，P＞0.1），直接效應不顯著，進而表明企業(yè)競爭優(yōu)勢在管理創(chuàng)新與企業(yè)可持續(xù)增長路徑中發(fā)揮了完全中介效應。換言之，管理創(chuàng)新的實施先通過促進企業(yè)競爭優(yōu)勢的形成，進而改善企業(yè)可持續(xù)增長。

表7 逐步回歸檢驗結果

（二）異質性檢驗

1.企業(yè)所有權異質性分析

企業(yè)性質決定了企業(yè)獲取資源的便捷性以及在不確定環(huán)境下獲得政府扶持的優(yōu)先性。不同產權性質的企業(yè)對管理創(chuàng)新的創(chuàng)造和實施的需求存在一定差異，國有企業(yè)由于與政府存在顯在或潛在的聯結，具有較強的路徑依賴導向，往往不會輕易對組織結構、管理模式和產業(yè)流程進行變革，存在創(chuàng)新惰性；更重要的是，國有企業(yè)與政府的關系決定了其資源的分配和不確定環(huán)境下的優(yōu)先扶持，此時管理創(chuàng)新可能在一定程度上表現出擠出效應，國企弱化了管理創(chuàng)新對可持續(xù)增長的影響。相反，非國有企業(yè)為了獲得長久發(fā)展，必須不斷更新組織結構和管理模式以適應外部環(huán)境要求，提升企業(yè)的競爭優(yōu)勢，成為天助自助者。因此，本文檢驗了不同企業(yè)性質下管理創(chuàng)新對可持續(xù)增長的影響。表8列（1）報告了缺少企業(yè)性質（STATE）作為控制變量的全樣本回歸，列（2）顯示國有企業(yè)MI的系數顯著為正（β=0.044，P＜0.01），列（3）顯示非國企MI 的系數也顯著為正（β=0.085，P＜0.01）。結果表明，非國有企業(yè)管理創(chuàng)新對企業(yè)可持續(xù)增長的影響強于國有企業(yè)，且非國企在全樣本中企業(yè)管理創(chuàng)新對可持續(xù)增長影響占據突出貢獻，組間系數差異檢驗也顯著（P＜0.01）。

表8 企業(yè)性質和區(qū)域異質性檢驗

2.區(qū)域異質性分析

我國不同區(qū)域經濟社會發(fā)展水平存在較大差異，為了探討管理創(chuàng)新與企業(yè)可持續(xù)發(fā)展的區(qū)域異質性，本文借鑒趙曉鴿等（2021）［35］的做法，結合省份實際所處區(qū)域，將樣本所在省份劃分為東部和中西部地區(qū)。其中，北京、天津、遼寧、河北、山東、上海、福建、江蘇、浙江、廣東、海南等11 個省份歸為東部地區(qū)。表8列（4）報告了所有變量的全樣本回歸結果，列（5）顯示東部樣本MI 的系數顯著為正（β=0.059，P＜0.01），列（6）顯示了中西部樣本MI 的系數也顯著為正（β=0.064，P＜0.01），但組間系數差異不顯著（P＞0.1）。結果表明，東部和中西部地區(qū)管理創(chuàng)新對企業(yè)可持續(xù)增長的影響沒有顯著差異，說明管理創(chuàng)新對于企業(yè)的可持續(xù)增長促進效應不存在區(qū)域差異，無論是東部地區(qū)還是中西部地區(qū)，企業(yè)都能從管理創(chuàng)新的設計和實施中促進可持續(xù)增長。

3.行業(yè)異質性分析

本文將行業(yè)劃分為勞動密集型、資本密集型和技術密集型行業(yè)，并參照肖忠意和林琳（2019）［33］的分類原則，按照證監(jiān)會2012 年頒布的上市公司行業(yè)分類標準，對樣本行業(yè)進行歸類，并基于三個子樣本進行回歸。表9列（1）顯示勞動密集型行業(yè)MI系數顯著為正（β=0.033，P＜0.01），列（2）顯示資本密集型行業(yè)MI系數也顯著為正（β=0.084，P＜0.01），列（3）顯示技術密集型行業(yè)MI 系數同樣顯著為正（β=0.093，P＜0.01）。結果表明，技術密集型和資本密集型行業(yè)中管理創(chuàng)新對企業(yè)可持續(xù)增長的影響較大，相比之下，勞動密集型行業(yè)中上述影響較弱。技術密集型行業(yè)對復雜先進且尖端的新型科學技術需求較高，對技術研發(fā)創(chuàng)新的推動更為迫切，而管理創(chuàng)新牽動的組織結構、流程與模式的革新與重組通常是成功技術創(chuàng)新的前提條件，也是技術創(chuàng)新不斷進行的源泉，因此，技術密集型行業(yè)中管理創(chuàng)新發(fā)揮空間更大，對可持續(xù)增長促進效應更強。同樣，由于資本密集型行業(yè)依賴于資金投入和資源配置水平，管理創(chuàng)新作為提升資源配置能力的有效手段，更能通過提高資源配置能力促進企業(yè)的可持續(xù)增長。這一發(fā)現，從行業(yè)層面印證了管理創(chuàng)新對企業(yè)可持續(xù)增長影響的差異性。

表9 行業(yè)異質性檢驗

六、結論與啟示

本文研究結論如下：①管理創(chuàng)新實施顯著促進了企業(yè)的可持續(xù)增長，管理創(chuàng)新已成為企業(yè)實現可持續(xù)發(fā)展的關鍵引擎，在進行工具變量、傾向得分匹配以及動態(tài)面板模型等穩(wěn)健性檢驗后，結論仍然成立；②管理創(chuàng)新對企業(yè)可持續(xù)增長的影響受到企業(yè)戰(zhàn)略激進度的正向調節(jié)以及金融錯配的負向調節(jié)，具體而言，企業(yè)戰(zhàn)略積極進取，強化了管理創(chuàng)新對企業(yè)可持續(xù)增長的促進效應，而企業(yè)金融錯配程度高，弱化了管理創(chuàng)新對可持續(xù)增長的促進效應；③企業(yè)競爭優(yōu)勢在管理創(chuàng)新影響企業(yè)可持續(xù)增長的路徑中存在顯著的中介作用。此外，就企業(yè)性質而言，非國有企業(yè)管理創(chuàng)新促進可持續(xù)增長作用更顯著；就行業(yè)特征而言，管理創(chuàng)新對技術密集型和資本密集型企業(yè)的可持續(xù)增長促進作用更顯著；就區(qū)域特征而言，管理創(chuàng)新對企業(yè)可持續(xù)增長的影響不存在顯著的區(qū)域異質性效應，東部和中西部地區(qū)均能通過管理創(chuàng)新的實施促進企業(yè)實現可持續(xù)增長。

研究結論對于激勵企業(yè)重視管理創(chuàng)新的設計與實施，強化企業(yè)戰(zhàn)略執(zhí)行力度、優(yōu)化金融資源配置、促進中國企業(yè)實現可持續(xù)增長，具有重要啟示意義：

（1）企業(yè)必須重視管理創(chuàng)新的實施和推進，認識到管理創(chuàng)新在不確定環(huán)境下對企業(yè)可持續(xù)增長的賦能效應。在新發(fā)展格局下，企業(yè)應順應宏觀政策和發(fā)展要求，主動擁抱和吸納外部先進成熟的管理理念、方法，變革組織結構、管理模式和產業(yè)流程，適應外部環(huán)境變化，助力企業(yè)發(fā)展轉型，實現可持續(xù)增長。

（2）管理創(chuàng)新作用的發(fā)揮要綜合考慮企業(yè)內外部權變因素的影響。首先，企業(yè)應當結合所處行業(yè)創(chuàng)新水平和創(chuàng)新程度，根據自身實際有的放矢、腳踏實地制定管理創(chuàng)新的目標和計劃，從而形成與企業(yè)戰(zhàn)略定位相匹配的管理創(chuàng)新實踐，實現企業(yè)經營目標的可持續(xù)增長；其次，要構建創(chuàng)新成果評價體系，完善負責任創(chuàng)新監(jiān)督機制，控制戰(zhàn)略過于激進而導致企業(yè)管理層的投機行為，實現“負責任創(chuàng)新”和“激勵創(chuàng)新”的均衡發(fā)展；最后，企業(yè)要結合自身金融資源配置水平，制定出合理的管理創(chuàng)新資源投入計劃，以最大限度地發(fā)揮資源的效用。

（3）推動“一企一策”“一地一策”“一行一策”。政府部門應明確其服務型角色定位，加強建設服務型政府，為不同產權性質企業(yè)提供具體的可持續(xù)發(fā)展幫扶政策，給予非國有企業(yè)管理創(chuàng)新的設計和實施政策傾斜，激發(fā)國有企業(yè)創(chuàng)新動力。同時政府應針對不同行業(yè)的特征差異出臺相關措施，避免“一刀切”政策，充分考慮不同行業(yè)創(chuàng)新需求異質性，構建創(chuàng)新扶持激勵機制，減少勞動密集型企業(yè)創(chuàng)新惰性。盡管本研究發(fā)現管理創(chuàng)新對企業(yè)可持續(xù)增長不存在區(qū)域異質性，但政府也應認識到不同區(qū)域經濟發(fā)展水平的差異性，健全對中西部地區(qū)創(chuàng)新補貼和扶持的長效機制。

注 釋：

（1）“VUCA”一詞最早形容美國冷戰(zhàn)時期的不確定性和復雜性，自2008 年金融危機爆發(fā)以來，VUCA 特征被廣泛引入組織管理領域用以形容環(huán)境的易變性、不確定性、復雜性、模糊性。