馮 兵,徐 陽,張 慶

(1.武漢工程大學(xué) 管理學(xué)院,湖北 武漢 430205;2. 湖北經(jīng)濟學(xué)院 會計學(xué)院,湖北 武漢 430205)

0 引言

自中美貿(mào)易摩擦爆發(fā)以來,在外部壓力日增與產(chǎn)業(yè)政策刺激的雙重作用下,我國企業(yè)的創(chuàng)新意愿被充分激發(fā)出來。世界知識產(chǎn)權(quán)組織(WIPO)報告顯示,2019年我國PCT國際專利申請量首次超過美國,達到58 990件,并在2021年達到69 500件,連續(xù)穩(wěn)居世界第一。但值得注意的是,境內(nèi)發(fā)明人主要集中于各行各業(yè)的知名龍頭企業(yè),數(shù)量占比超98%的國內(nèi)中小企業(yè)的專利擁有量卻不足3%,反映出創(chuàng)新結(jié)構(gòu)嚴重失衡。通過創(chuàng)新變革生產(chǎn)方式、優(yōu)化生產(chǎn)要素組合并提高社會生產(chǎn)率,是實現(xiàn)企業(yè)做大做強、行業(yè)高質(zhì)量發(fā)展和經(jīng)濟長期增長的重要渠道[1],而中小企業(yè)創(chuàng)新不足成為我國經(jīng)濟實現(xiàn)持續(xù)發(fā)展的隱患。因此,研究中小企業(yè)創(chuàng)新意愿內(nèi)外部影響因素與形成機理,探索中小企業(yè)創(chuàng)新激勵機制,對我國經(jīng)濟實現(xiàn)持續(xù)高質(zhì)量發(fā)展具有重要的理論意義。

針對中小企業(yè)的創(chuàng)新動力問題,新古典理論認為,其在競爭激烈的商業(yè)環(huán)境中具有高度靈活性,通常更易成為技術(shù)創(chuàng)新與管理創(chuàng)新的主體[2]。黨的十九大報告中也提出“加強對中小企業(yè)創(chuàng)新的支持”,并從資金支持、稅收優(yōu)惠、知識產(chǎn)權(quán)保護等方面陸續(xù)出臺了多項有關(guān)中小企業(yè)創(chuàng)新激勵的保障措施。但長期以來,我國中小企業(yè)存在技術(shù)實力不強、研發(fā)資金受限、風(fēng)險承擔能力弱等困難[3],導(dǎo)致其創(chuàng)新潛力難以充分發(fā)揮[4]?，F(xiàn)有研究認為,產(chǎn)生該問題的原因主要有兩點,一是中小企業(yè)經(jīng)營與治理水平有限[5]。相較于大型企業(yè),中小企業(yè)掌握的有效市場信息較少[6],加之內(nèi)部治理效率[7]與管理者能力[8]參差不齊,市場戰(zhàn)略往往較為被動[9],難以掌握和應(yīng)對日新月異的市場環(huán)境變化[10],從而在創(chuàng)新活動中處于劣勢[11]。二是外部資源供給嚴重不足[12]。由于中小企業(yè)自身規(guī)模較小,擁有的資金、技術(shù)和人力資源難以支撐其獨立開展研發(fā)活動[13],而創(chuàng)新動機對外部資源供給具有較高敏感性[14]。因此,有學(xué)者認為,可通過金融體系支持[15]、稅收優(yōu)惠[16]、政府補貼[17-18]、營商環(huán)境優(yōu)化[19]、知識產(chǎn)權(quán)保護[20]等外生政策刺激中小企業(yè)創(chuàng)新。但同時,也有研究表明,單純的政策性支持難以真正有效提升企業(yè)創(chuàng)新水平[21],如何強化中小企業(yè)網(wǎng)絡(luò)關(guān)聯(lián)[22]、提高企業(yè)社會聲譽[23]、促進企業(yè)創(chuàng)新合作[24]、合理拓寬融資渠道[25],從而改善中小企業(yè)自身的資源獲取能力才是解決問題的關(guān)鍵。

社會資本理論指出,企業(yè)與經(jīng)濟社會中其它市場主體的關(guān)聯(lián)是其獲取外部資源的重要渠道[26]。因此,本文將探討高管團隊社會資本對中小企業(yè)創(chuàng)新意愿的影響及作用機制,分析風(fēng)險承擔能力與高管權(quán)力在其中發(fā)揮的作用。理論上,本文研究結(jié)論有助于從企業(yè)家特征層面豐富中小企業(yè)創(chuàng)新意愿影響因素研究,并通過企業(yè)風(fēng)險承擔與內(nèi)部治理結(jié)構(gòu)兩個渠道完善創(chuàng)新意愿形成理論;實踐上,通過揭示社會資本對中小企業(yè)創(chuàng)新意愿的異質(zhì)化影響及作用機理,據(jù)此提出相應(yīng)政策建議,從而為激勵中小企業(yè)創(chuàng)新、實現(xiàn)做大做強并加快經(jīng)濟結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級提供有益借鑒與政策參考。

1 理論分析與研究假設(shè)

1.1 高管團隊社會資本與創(chuàng)新意愿

社會資本是指企業(yè)通過自身與社會經(jīng)濟網(wǎng)絡(luò)上其它個體的聯(lián)系以攝取稀缺資源的能力[28]。高管團隊的社會資本于企業(yè)而言,本質(zhì)上是一種社會網(wǎng)絡(luò)能力,也是企業(yè)獲取外部資源供給的重要渠道。而企業(yè)創(chuàng)新是一個具有高度資源依賴性的過程,其對企業(yè)資金、技術(shù)、人才等各項資源均具有較高要求[27]。而中小企業(yè)先天存在資金規(guī)模小、技術(shù)能力弱、人才儲備少等劣勢,在維系正常經(jīng)營的情況下可用于創(chuàng)新研發(fā)的冗余資源較匱乏,導(dǎo)致其創(chuàng)新意愿的發(fā)揮受到客觀條件的限制。因此,在無法通過內(nèi)源供給滿足創(chuàng)新需求的情況下,充足的外部資源供給成為中小企業(yè)形成創(chuàng)新意愿的物質(zhì)基礎(chǔ)[28]。

根據(jù)王娟茹和李蘋[29]、Zaltman等[30]、Hurley和Hult[31]的論述,創(chuàng)新意愿一方面代表企業(yè)針對創(chuàng)新的態(tài)度和接受程度[29],另一方面則反映了企業(yè)創(chuàng)新動機的強弱,因此本文從創(chuàng)新態(tài)度與創(chuàng)新動機兩個角度,探討社會資本與創(chuàng)新意愿之間的邏輯關(guān)聯(lián),并據(jù)此展開理論分析。

一方面,資源依賴理論認為,高管團隊社會資本可以顯著降低企業(yè)融資成本[32],有助于提升企業(yè)外部融資能力,極大緩解中小企業(yè)在創(chuàng)新活動中所面臨的融資約束問題,為企業(yè)籌得充足資金以采購研發(fā)設(shè)備、支付研發(fā)人員薪酬并獲得必要的技術(shù)授權(quán),從而為其創(chuàng)新提供基本的物質(zhì)保障。同時,社會資本有助于企業(yè)降低成本、增加收入,能夠增強企業(yè)盈利能力、提升企業(yè)經(jīng)營績效[33],進而提高財務(wù)柔性,為企業(yè)創(chuàng)新營造更加理想的決策環(huán)境。在較為寬松的融資環(huán)境與財務(wù)狀況下,管理者會將創(chuàng)新作為優(yōu)先考慮的決策選項。因此,高管團隊社會資本能夠激發(fā)管理者的創(chuàng)新意愿。

另一方面,中小企業(yè)在創(chuàng)新活動中存在顯著的規(guī)模劣勢與技術(shù)短板,即使決策者持有積極的創(chuàng)新態(tài)度,也可能因為信心不足或出于對失敗的擔心而缺乏足夠的決策動機。社會資本有助于拓展中小企業(yè)社會網(wǎng)絡(luò)關(guān)系,幫助其與技術(shù)實力更強、資金儲備更雄厚的大型企業(yè)及研發(fā)機構(gòu)建立合作關(guān)系,并從技術(shù)合作的溢出效應(yīng)中獲益。具體而言,社會資本能夠在創(chuàng)新過程中幫助企業(yè)獲得知識產(chǎn)權(quán)優(yōu)勢[34]、改善研發(fā)團隊知識整合效率[35]、提升研發(fā)團隊能力和工作效率[36],從而增強中小企業(yè)創(chuàng)新能力,在一定程度上彌補中小企業(yè)技術(shù)基礎(chǔ)薄弱、人才儲備不足的劣勢,增強其從事創(chuàng)新活動的信心和動機。

基于上述理論分析,本文提出如下研究假設(shè)。

H1:高管團隊社會資本對企業(yè)創(chuàng)新態(tài)度具有正向作用。

H2:高管團隊社會資本對企業(yè)創(chuàng)新動機具有正向作用。

1.2 風(fēng)險承擔能力的中介作用

由于創(chuàng)新活動具有投資周期長、風(fēng)險大等特點,需要企業(yè)具備較強的風(fēng)險承擔能力。但中小企業(yè)往往存在經(jīng)營穩(wěn)健性低、財務(wù)柔性小、風(fēng)險承擔力弱等問題,難以或者不愿意承擔創(chuàng)新帶來的不確定性。因此,本文從風(fēng)險承擔能力視角探討高管團隊社會資本對中小企業(yè)創(chuàng)新意愿的內(nèi)在作用機理,即風(fēng)險承擔能力在高管團隊社會資本與中小企業(yè)創(chuàng)新意愿之間的中介作用。

首先,現(xiàn)有研究已經(jīng)證明高管團隊社會資本能夠顯著提升企業(yè)生產(chǎn)效率[26]、緩解企業(yè)融資約束[32]、改善企業(yè)經(jīng)營績效[34]。社會資本對企業(yè)經(jīng)營的積極效應(yīng)可以從財務(wù)層面極大地促使企業(yè)擴大投資規(guī)模、提高市場收益并降低經(jīng)營風(fēng)險[33],因此高管團隊社會資本與企業(yè)風(fēng)險承擔能力之間存在普遍的正向關(guān)系[37],這對于中小企業(yè)同樣適用。

其次,風(fēng)險承擔能力強的企業(yè)更傾向于采取激進的投資策略,將資產(chǎn)配置給具有長期收益的投資項目[38],同時,激勵創(chuàng)新研發(fā)行為[39]。因此,風(fēng)險承擔能力強的中小企業(yè)對創(chuàng)新的接受認可程度更高,具有更加積極的創(chuàng)新態(tài)度,且更愿意通過創(chuàng)新研發(fā)提升企業(yè)市場競爭力、改善經(jīng)營績效,即其創(chuàng)新動機更強。

因此,本文提出如下研究假設(shè)。

H3:企業(yè)風(fēng)險承擔能力對企業(yè)創(chuàng)新態(tài)度和創(chuàng)新動機具有正向作用。

H4:企業(yè)風(fēng)險承擔能力在高管團隊社會資本與創(chuàng)新意愿間發(fā)揮中介作用。

1.3 高管權(quán)力的調(diào)節(jié)作用

由于創(chuàng)新意愿是一種帶有強烈主觀性的決策傾向,與管理者的個人經(jīng)營理念、管理風(fēng)格息息相關(guān)。因此,本文將進一步從高管權(quán)力的視角探討高管團隊社會資本對中小企業(yè)創(chuàng)新意愿的內(nèi)在作用機理,即高管權(quán)力在高管團隊社會資本與中小企業(yè)創(chuàng)新意愿之間的調(diào)節(jié)作用。

根據(jù)委托代理理論,不同的高管權(quán)力會導(dǎo)致其決策效果存在顯著差異,尤其是對風(fēng)險投資決策具有顯著影響[40]。當高管具有較大決策權(quán)時,其個人風(fēng)險偏好更容易被傳遞下去,進而對企業(yè)最終投資行為造成實際影響[41]。如在中小企業(yè)創(chuàng)新意愿形成過程中,若高管團隊積累了廣泛的社會資本并具備較強的風(fēng)險承擔能力,此時高管權(quán)力越大,其對企業(yè)社會資本與風(fēng)險承擔能力的積極判斷越容易轉(zhuǎn)化為企業(yè)創(chuàng)新研發(fā)投資意愿,而不會受到其它保守意見的干涉。

因此,本文提出如下研究假設(shè)。

H5:高管權(quán)力在高管團隊社會資本與創(chuàng)新意愿間發(fā)揮正向調(diào)節(jié)作用。

綜上所述,本文構(gòu)建中小企業(yè)創(chuàng)新意愿形成機制理論框架,如圖1所示。

圖1 中小企業(yè)創(chuàng)新意愿形成機制理論框架Fig.1 Theoretical framework of the formation mechanism of SMEs' innovation willingness

2 研究設(shè)計

2.1 樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文的實證檢驗主要涉及企業(yè)高管團隊社會資本、風(fēng)險承擔能力、權(quán)力以及創(chuàng)新意愿4個核心變量。由于部分變量無法通過現(xiàn)有量化指標準確測度,因此基于數(shù)據(jù)可得性與指標可靠性的考量,本文采用量表調(diào)查法搜集所需研究數(shù)據(jù)。首先,確定研究樣本,本文所分析的主要是中小企業(yè)創(chuàng)新激勵問題,為了兼顧樣本代表性與數(shù)據(jù)可得性,選擇湖北省內(nèi)新三板上市公司作為研究樣本;其次,確定調(diào)研對象,本文問卷調(diào)查對象全部選自上述企業(yè)核心管理團隊成員,包括(副)董事長、(副)總經(jīng)理、CEO、財務(wù)部門負責(zé)人以及董事會秘書。問卷共分為兩個階段發(fā)放,預(yù)調(diào)研于2021年10月28日完成,共發(fā)放119份,有效回收114份;正式調(diào)研于2022年2月16日完成,發(fā)放221份,有效回收197份。在兩次調(diào)查期,預(yù)調(diào)研結(jié)果被用于探索性因子分析與量表修正,正式調(diào)研數(shù)據(jù)用于研究假設(shè)檢驗。

表1為正式調(diào)查結(jié)果的樣本特征描述性統(tǒng)計結(jié)果?？梢园l(fā)現(xiàn),正式調(diào)查樣本的性別比較均衡,其中,男性高管稍多于女性;年齡主要集中于30～40歲,平均年齡為37.81歲;學(xué)歷主要為大學(xué)本科,研究生以上學(xué)歷者多于大專及以下;企業(yè)規(guī)模與成立年限分布較均衡,其中,50～100人與200人以上的兩個區(qū)間占比較多,成立10～20年的企業(yè)占比較大,企業(yè)平均年齡為16.15年。因中小企業(yè)具有的自身屬性,調(diào)查對象主要為非國有企業(yè),占比超90%。

2.2 量表設(shè)計與指標選擇

結(jié)合專家咨詢意見、企業(yè)家訪談結(jié)果以及監(jiān)管部門建議,參考現(xiàn)有成熟量表設(shè)計,采用問卷調(diào)查法采集風(fēng)險承擔能力與企業(yè)創(chuàng)新意愿兩個維度的信息,問卷按照Likert 7點評分法的要求設(shè)計。其中,核心變量企業(yè)創(chuàng)新意愿量表包括兩個維度、共4個題項。第一,創(chuàng)新態(tài)度。Zaltman等[30]認為,創(chuàng)新意愿主要是指高管對企業(yè)創(chuàng)新行為及投資決策的主觀態(tài)度,反映管理者能否接受創(chuàng)新行為以及對創(chuàng)新的重視程度;第二,創(chuàng)新動機。Hurley&Hult[31]在其量表設(shè)計中指出,創(chuàng)新意愿反映的是管理層主動尋求創(chuàng)新的動機,及其對創(chuàng)新型人才的包容度。該觀點得到了其他學(xué)者的認同和借鑒[29]。本文采用上述研究中兩個不同維度的信息共同構(gòu)建中小企業(yè)創(chuàng)新意愿量表。

與普通企業(yè)相比,中小企業(yè)存在風(fēng)險承擔能力弱、技術(shù)研發(fā)實力不強、管理團隊專業(yè)化程度欠缺等問題,因此本文在訪談中發(fā)現(xiàn)它們對創(chuàng)新意愿的認知和表達與上述成熟量表中的題項略有不同。同時,在中美貿(mào)易摩擦加劇以及新冠疫情威脅尚未解除的情況下,我國企業(yè)在創(chuàng)新研發(fā)中面臨嚴苛的市場需求與技術(shù)選型問題,其風(fēng)險感知態(tài)度也與以往文獻對企業(yè)經(jīng)營風(fēng)險的刻畫有所區(qū)別。多位高管認為,現(xiàn)階段企業(yè)風(fēng)險承擔能力由決策者的主觀風(fēng)險承擔能力與企業(yè)的客觀風(fēng)險承擔能力兩部分構(gòu)成,且二者在外部經(jīng)營環(huán)境發(fā)生重大變化時可能存在矛盾。基于以上兩點原因,本文對現(xiàn)有成熟量表進行適當修正,在創(chuàng)新意愿量表中沿用有關(guān)創(chuàng)新態(tài)度的題項,在創(chuàng)新動機中加入與“自主研發(fā)替代”相關(guān)的表述,且在現(xiàn)有風(fēng)險承擔能力量表的基礎(chǔ)上加入有關(guān)新冠疫情風(fēng)險感知的題項。因與成熟量表設(shè)計存在顯著差異,本文隨后采用預(yù)調(diào)研數(shù)據(jù)對量表進行探索性因子分析及嚴格的信、效度檢驗,并采用正式調(diào)研數(shù)據(jù)進行驗證性因子分析,以確保量表設(shè)計合理、調(diào)查結(jié)果可靠。

修正后的兩個量表題項如表2所示。

表2 量表內(nèi)容匯總Tab.2 Scale summary

為更好地契合企業(yè)社會資本在我國市場實踐中的特殊內(nèi)涵,本文高管團隊社會資本采用國內(nèi)首發(fā)文獻中的社會關(guān)系離散變量加總測量[26]。參照該文獻做法,本文選擇3個維度的社會關(guān)系,分別為政府機構(gòu)關(guān)聯(lián)、銀行及金融機構(gòu)關(guān)聯(lián)、企業(yè)間關(guān)聯(lián),這些社會關(guān)聯(lián)能夠為企業(yè)獲取寶貴的政策資源、便利的融資渠道以及市場合作優(yōu)勢。在本文的調(diào)查樣本中,其它常見的社會資本項目均不包含足夠的有效信息。具體做法為,如果受訪企業(yè)高管正在或曾在上述關(guān)聯(lián)機構(gòu)中任職,則取值為1,否則取0。高管權(quán)力參考現(xiàn)有文獻中的常用做法,使用董事長和總經(jīng)理是否“兩職合一”的啞變量測量。

2.3 結(jié)構(gòu)方程與假設(shè)檢驗

為檢驗文中提出的3個研究假設(shè),構(gòu)建如圖2所示的結(jié)構(gòu)方程檢驗?zāi)Ｐ汀?/p>

圖2 結(jié)構(gòu)方程模型Fig.2 Structural equation model

模型中,高管團隊社會資本和高管權(quán)力為觀測變量,企業(yè)創(chuàng)新意愿和風(fēng)險承擔能力為潛變量,分別結(jié)合量表調(diào)查結(jié)果測度。本文關(guān)注的主要路徑有3條,分別為高管團隊社會資本對中小企業(yè)創(chuàng)新意愿的直接作用效應(yīng)(對應(yīng)假設(shè)H1、H2)、社會資本通過風(fēng)險承擔能力提升創(chuàng)新意愿的間接路徑(對應(yīng)假設(shè)H3、H4),以及高管權(quán)力與社會資本交乘項所代表的調(diào)節(jié)效應(yīng)(對應(yīng)假設(shè)H5)。在結(jié)構(gòu)方程模型檢驗結(jié)果中,若相應(yīng)的回歸系數(shù)全部顯著為正,則說明假設(shè)成立。

3 實證分析

3.1 信效度檢驗

首先,由于測量變量、所用量表與現(xiàn)有研究中的成熟量表在設(shè)計上存在一定差異,因此首先使用預(yù)調(diào)研采集的114份有效樣本對量表進行探索性因子分析。表3～表5為部分檢驗結(jié)果,可以發(fā)現(xiàn),風(fēng)險承擔能力與企業(yè)創(chuàng)新意愿的KMO均大于0.8,Bartlett均顯著異于0,說明預(yù)調(diào)研樣本適合進行因子分析。此外,Cronbach's α均大于0.8,組合信度(CR)和平均方差提取量(AVE)均大于0.7,且AVE大于表4中任意因子間相關(guān)系數(shù)的平方值,證明量表具有良好的組合信度和區(qū)分效度。

表3 信效度檢驗結(jié)果Tab.3 Reliability and validity test results

表4 因子間相關(guān)系數(shù)矩陣Tab.4 Correlation coefficient matrix between factors

表5 探索性因子分析旋轉(zhuǎn)載荷矩陣Tab.5 Rotatedload matrix of exploratory factor analysis

旋轉(zhuǎn)后的因子載荷矩陣如表5所示,可以發(fā)現(xiàn),在兩個量表的11個題項中共提取了4個有效因子,累積變異解釋度達到0.925 1。各題項的共同度均高于0.7,表明量表中不存在多重載荷與孤立題項,且無法通過刪除任一題項的辦法進一步提高聚合效度。

3.2 模型擬合與共同方法偏差檢驗

接下來,使用正式調(diào)研取得的197個樣本對量表進行驗證性因子分析,以識別是否存在共同方法偏差,并判斷最佳方程階數(shù)。如表6所示,可以發(fā)現(xiàn),單因子模型設(shè)定為所有題項只提取單個因子;雙因子模型為風(fēng)險承擔能力與創(chuàng)新意愿兩個因子;三因子模型根據(jù)探索性因子分析結(jié)果設(shè)定為風(fēng)險承擔能力提取單個因子、創(chuàng)新意愿提取兩個因子;四因子模型則按照量表設(shè)計初衷,共提取4個因子。驗證性因子分析中所有題項載荷均符合預(yù)期,但在具體的模型設(shè)定中,單CMB因子的方差解釋度只有32.54%,且其它模型的擬合效果明顯優(yōu)于單因子模型。其中,二因子模型的擬合優(yōu)度達到檢驗要求,三因子模型的擬合效果最佳。由于中小企業(yè)創(chuàng)新意愿量表同時包含現(xiàn)有研究量表中有關(guān)“創(chuàng)新態(tài)度”與“創(chuàng)新動機”兩個維度的信息,因此后續(xù)檢驗將采用三因子模型設(shè)定,以在確保擬合效果的同時,能夠分別計算高管團隊社會資本對創(chuàng)新態(tài)度和創(chuàng)新動機的影響。

表6 驗證性因子分析擬合優(yōu)度Tab.6 Goodness-of-fit of confirmatory factor analysis

3.3 主效應(yīng)檢驗

量表信度效度通過檢驗后,采用正式調(diào)研數(shù)據(jù)對前述假設(shè)進行驗證。按照圖2中的結(jié)構(gòu)方程模型設(shè)計,首先分析高管團隊社會資本對企業(yè)創(chuàng)新意愿的直接效應(yīng)。由于結(jié)構(gòu)方程模型可以同時存在多條影響路徑,本文選擇將被解釋變量分層放入以區(qū)分高管團隊社會資本對創(chuàng)新態(tài)度以及創(chuàng)新動機的異質(zhì)性影響。結(jié)果如表7所示,可以發(fā)現(xiàn),社會資本與創(chuàng)新態(tài)度、創(chuàng)新動機之間均存在顯著的正相關(guān)關(guān)系,由于兩個因子間天然存在一定相關(guān)性,故在模型路徑中同時加入時其回歸顯著性有所下降,但回歸系數(shù)仍然為正,即假設(shè)H1和H2成立。值得注意的是,相比創(chuàng)新意愿的兩個因子,風(fēng)險承擔能力不僅與高管團隊社會資本的正向關(guān)系更顯著,且對創(chuàng)新態(tài)度與創(chuàng)新動機的直接效應(yīng)也更顯著。該檢驗結(jié)果證實了假設(shè)H3,同時也意味著高管團隊社會資本與創(chuàng)新意愿之間可能存在更為復(fù)雜的影響機制,風(fēng)險承擔可能在社會資本與中小企業(yè)創(chuàng)新意愿間發(fā)揮中介效應(yīng)。

3.4 中介效應(yīng)檢驗

為進一步探究高管團隊社會資本與創(chuàng)新意愿之間的潛在作用機制,并對假設(shè)H4是否成立作出判斷,本文采用雙因子一階模型對社會資本、風(fēng)險承擔能力與創(chuàng)新意愿三者間的作用路徑進行對比分析。結(jié)果如表8所示,本文主要關(guān)注兩種效應(yīng)回歸系數(shù)的差異?？梢钥吹?在考慮“社會資本—風(fēng)險承擔—創(chuàng)新意愿”的中介機制后,雖然所有路徑的回歸系數(shù)均顯著為正,但在直接效應(yīng)回歸結(jié)果中高管團隊社會資本對企業(yè)創(chuàng)新意愿的系數(shù)僅為0.080 1,其數(shù)量與統(tǒng)計顯著性均未達到標準,表明社會資本的創(chuàng)新激勵作用雖然存在,但可能在經(jīng)濟意義上微不足道。另外兩條作用路徑回歸系數(shù)的絕對值和顯著性程度遠高于社會資本對創(chuàng)新意愿的直接影響。其中,高管團隊社會資本對企業(yè)創(chuàng)新意愿的間接作用達到0.124 1,在1%的水平下顯著;直接效應(yīng)與間接效應(yīng)加總產(chǎn)生的影響系數(shù)為0.204 2,同樣在1%的水平下顯著。該檢驗結(jié)果表明風(fēng)險承擔能力在高管團隊社會資本與企業(yè)創(chuàng)新意愿之間發(fā)揮中介效應(yīng),且該中介效應(yīng)是社會資本實現(xiàn)創(chuàng)新激勵的主要作用機制,假設(shè)H4得到證實。

表8 中介效應(yīng)檢驗結(jié)果Tab.8 Test results of mediating effect

3.5 調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗

為驗證高管權(quán)力在社會資本與創(chuàng)新意愿之間是否發(fā)揮調(diào)節(jié)作用,本文在現(xiàn)有模型基礎(chǔ)上加入高管權(quán)力觀測變量及其與潛變量高管團隊社會資本的交乘項,檢驗結(jié)果如表9和圖3所示?；貧w系數(shù)顯示,高管權(quán)力本身會對企業(yè)創(chuàng)新意愿產(chǎn)生積極影響,回歸系數(shù)為0.385 9,在5%的水平下顯著,再次證明了現(xiàn)有文獻中的研究結(jié)論[40-41]。交乘項的回歸系數(shù)為0.446 8,在5%的水平下顯著,調(diào)節(jié)效果圖也反映相較于低權(quán)力組,在高權(quán)力組中社會資本對創(chuàng)新意愿的正向作用更顯著。以上結(jié)果表明高管權(quán)力越大,社會資本對中小企業(yè)創(chuàng)新意愿的促進效果越顯著,其在高管團隊社會資本的創(chuàng)新激勵效應(yīng)中起正向調(diào)節(jié)作用。由此,假設(shè)H5得到證實。

表9 調(diào)節(jié)效應(yīng)模型檢驗結(jié)果Tab.9 Test results of moderating effect model

圖3 高管權(quán)力調(diào)節(jié)效應(yīng)Fig.3 Moderating effects of top management's power

3.6 企業(yè)異質(zhì)性檢驗

由于高管團隊社會資本影響創(chuàng)新意愿的動因在于中小企業(yè)面臨資源約束與風(fēng)險承擔問題,而不同類型或行業(yè)的企業(yè)在資源獲取能力和風(fēng)險承擔能力上存在較大差異,因此本文針對這兩點進行企業(yè)異質(zhì)性檢驗。具體地,相對于傳統(tǒng)行業(yè)而言,科技創(chuàng)新型企業(yè)顯然對研發(fā)資金的需求量更大,且承擔了更多的市場風(fēng)險;相對于成熟企業(yè)而言,年輕企業(yè)的風(fēng)險承擔能力普遍偏弱,且較難從銀行及其它金融機構(gòu)獲得資金支持。理論上,高管團隊社會資本更容易對這兩類企業(yè)產(chǎn)生顯著的創(chuàng)新激勵效果,因此本文將按行業(yè)屬性和成立年限進行分組檢驗。其中,科技創(chuàng)新型企業(yè)分組標準依據(jù)《科技型中小企業(yè)評價辦法》中的有關(guān)規(guī)定,按企業(yè)是否申請或取得了專利進行劃分;成熟企業(yè)與年輕企業(yè)的分組標準按照企業(yè)年齡是否小于等于樣本中位數(shù)劃分。

表10為企業(yè)層面異質(zhì)性分組檢驗結(jié)果,回歸結(jié)果的最后一行為三因子回歸,其余各行中奇數(shù)列的回歸路徑為“社會資本—創(chuàng)新態(tài)度”,偶數(shù)列的回歸路徑為“社會資本—創(chuàng)新動機”。在科技創(chuàng)新型企業(yè)與年輕企業(yè)中,創(chuàng)新意愿對高管團隊社會資本回歸結(jié)果的顯著性更高、系數(shù)絕對值更大,被解釋變量創(chuàng)新動機回歸結(jié)果的顯著性水平整體高于創(chuàng)新態(tài)度,分組后傳統(tǒng)企業(yè)與成熟企業(yè)組的部分雙因子回歸結(jié)果不再顯著。這說明高管團隊社會資本的創(chuàng)新激勵作用主要存在于科創(chuàng)型企業(yè)與年輕企業(yè)中,且社會資本對創(chuàng)新動機的提升效果優(yōu)于創(chuàng)新態(tài)度,這與前文中提到的資源約束觀結(jié)論一致。

表10 企業(yè)異質(zhì)性檢驗結(jié)果Tab.10 Enterprise heterogeneity test results

3.7 穩(wěn)健性檢驗

研究設(shè)計中最大的穩(wěn)健性挑戰(zhàn)來自量表設(shè)計與問卷調(diào)查流程,為緩解因量表設(shè)計改動及受訪者主觀因素導(dǎo)致的不確定性,選擇2017-2021年樣本作為觀察點,并改用企業(yè)財務(wù)指標層面的代理變量,重新對實證模型進行檢驗,模型設(shè)定如下:

Riskit=β0+β1SocialCapit+β2Controls`it+β3Indi*Yeart+εit

(1)

Innovationit=β0+β1Riskit+β2SocialCapit+β3Controls`it+β4Indi*Yeart+εit

(2)

根據(jù)計劃行為理論的觀點,參考鄭耀弋和蘇屹(2022)以及姜雙雙和劉光彥(2021)等的做法,使用企業(yè)創(chuàng)新投入占營收的比例作為創(chuàng)新意愿的代理變量,并采用企業(yè)近三年總資產(chǎn)報酬率的標準差衡量企業(yè)風(fēng)險承擔能力,OLS回歸中控制變量見表11的檢驗結(jié)果。可以發(fā)現(xiàn),使用客觀數(shù)據(jù)度量的高管團隊社會資本、風(fēng)險承擔能力與企業(yè)創(chuàng)新意愿之間仍然存在兩兩正向關(guān)系,即社會資本通過強化風(fēng)險承擔能力提升企業(yè)創(chuàng)新意愿的假設(shè)依然成立。

表11 穩(wěn)健性檢驗結(jié)果Tab.11 Robustness test results

此外,考慮到因問卷設(shè)計、樣本量及調(diào)查樣本集中度可能導(dǎo)致的選擇性偏差問題,本文額外嘗試使用偏最小二乘回歸、將樣本混合后隨機更換探索性因子分析與假設(shè)檢驗樣本、更改模型階數(shù)和因子數(shù)量等方法重新對上述假設(shè)進行檢驗,得到的回歸系數(shù)與顯著性程度并未發(fā)生重大變化。

4 結(jié)論與展望

4.1 研究結(jié)論

在經(jīng)濟發(fā)展新常態(tài)下,我國中小企業(yè)面臨來自國內(nèi)市場競爭和外部環(huán)境打壓的雙重壓力,如何有效實現(xiàn)創(chuàng)新激勵是中小企業(yè)破局的關(guān)鍵。本文以湖北省新三板企業(yè)為例,通過量表+結(jié)構(gòu)方程的方法實證檢驗企業(yè)高管團隊社會資本對其創(chuàng)新意愿的影響及具體作用機制。研究發(fā)現(xiàn):

(1)高管團隊社會資本對中小企業(yè)創(chuàng)新意愿具有顯著促進作用。當企業(yè)具有相對雄厚的社會資本時,高管創(chuàng)新研發(fā)態(tài)度更積極,創(chuàng)新動機也更明確;高管團隊社會資本對企業(yè)創(chuàng)新意愿的間接作用顯著大于直接作用,其統(tǒng)計顯著性與經(jīng)濟顯著性更強,而社會資本并不直接作用于企業(yè)創(chuàng)新意愿。

(2)企業(yè)風(fēng)險承擔能力在高管團隊社會資本與創(chuàng)新意愿之間發(fā)揮中介作用。社會資本對中小企業(yè)風(fēng)險承擔能力具有顯著改善作用,企業(yè)積累的社會資本能夠從高管個人感知和企業(yè)經(jīng)營現(xiàn)狀兩個層面提升企業(yè)風(fēng)險承擔能力,而風(fēng)險承擔能力強的企業(yè)具有更強的創(chuàng)新意愿。因此,高管團隊社會資本通過改善企業(yè)風(fēng)險承擔力從而激發(fā)中小企業(yè)創(chuàng)新意愿。

(3)高管權(quán)力在高管團隊社會資本的創(chuàng)新激勵過程中起正向調(diào)節(jié)作用。由于高管團隊社會資本的創(chuàng)新激勵作用主要通過改善企業(yè)風(fēng)險承擔力來實現(xiàn),因此高管權(quán)力越大,其正向的風(fēng)險感知越容易轉(zhuǎn)化為更加激進的投資決策,從而提升創(chuàng)新意愿。

(4)從企業(yè)異質(zhì)性層面來講,相較于傳統(tǒng)行業(yè),社會資本的創(chuàng)新激勵作用主要存在于科創(chuàng)型企業(yè)中;相較于成熟企業(yè),年輕企業(yè)的社會資本對其創(chuàng)新意愿發(fā)揮更顯著的促進作用。從創(chuàng)新意愿的兩個維度來講,高管團隊社會資本對創(chuàng)新動機的提升效果優(yōu)于創(chuàng)新態(tài)度。

4.2 理論貢獻

上述發(fā)現(xiàn)從多個角度豐富了企業(yè)社會資本與創(chuàng)新意愿關(guān)系的研究。

(1)豐富了企業(yè)創(chuàng)新意愿影響因素的研究成果?，F(xiàn)有研究主要聚焦企業(yè)內(nèi)部治理、融資能力、高管個人特征以及宏觀經(jīng)濟政策等因素對企業(yè)創(chuàng)新意愿的影響及作用機制,而本文發(fā)掘了高管團隊社會資本對創(chuàng)新意愿的積極作用,以及風(fēng)險承擔能力在其中發(fā)揮的中介作用,是對現(xiàn)有研究結(jié)論的合理補充與完善。

(2)拓展了企業(yè)社會資本經(jīng)濟效用的研究邊界。自從企業(yè)社會資本概念在國內(nèi)學(xué)術(shù)界提出以來,大量研究證實了其對企業(yè)融資約束、投資效率、經(jīng)營風(fēng)險以及經(jīng)營績效的作用,而本研究則進一步探究了企業(yè)社會資本對其創(chuàng)新研發(fā)意愿的激勵效應(yīng),拓展了企業(yè)社會資本經(jīng)濟效用的研究理論。

(3)結(jié)合我國中小企業(yè)特點改進和優(yōu)化了相關(guān)量表。本文在現(xiàn)有研究基礎(chǔ)上嘗試修訂了企業(yè)風(fēng)險承擔能力與創(chuàng)新意愿的測量量表,從一定程度上彌補了風(fēng)險承擔能力與風(fēng)險承擔水平混淆、創(chuàng)新意愿缺乏考慮企業(yè)與行業(yè)特點的不足,為該領(lǐng)域研究提供了有益參考。

4.3 管理啟示

中小企業(yè)的創(chuàng)新激勵對我國經(jīng)濟實現(xiàn)持續(xù)增長與高質(zhì)量發(fā)展意義重大。如何從企業(yè)自身經(jīng)營、外部研發(fā)合作、產(chǎn)業(yè)政策支持3個方面促進中小企業(yè)創(chuàng)新意愿提升,是本文擬解決的主要現(xiàn)實問題。經(jīng)過分析與討論,本文得出以下實踐啟示:

(1)注重利益相關(guān)者經(jīng)營,提升企業(yè)社會資本。由于高管團隊的外部關(guān)聯(lián)與資源獲取能力對企業(yè)創(chuàng)新意愿具有顯著促進作用,因此企業(yè)應(yīng)充分重視利益相關(guān)者經(jīng)營與管理,努力拓展自身社會網(wǎng)絡(luò)關(guān)聯(lián)、廣泛積累社會資本。與大企業(yè)相比,中小企業(yè)因人力資源匱乏,存在明顯的社會資本劣勢。因此,一方面可以考慮主動選擇和聘請具有豐富工作經(jīng)歷與職業(yè)背景的經(jīng)理人,另一方面應(yīng)當注重與金融機構(gòu)、行業(yè)協(xié)會、監(jiān)管部門、地方政府以及其它企業(yè)保持良好的合作關(guān)系,從而快速擴充企業(yè)社會資本,提升資源獲取能力并有效實現(xiàn)創(chuàng)新激勵。

(2)采取多元化的創(chuàng)新研發(fā)策略,加大合作創(chuàng)新力度。中小企業(yè)因技術(shù)積累和人才儲備不足,創(chuàng)新能力往往較弱,且在研發(fā)活動中面臨嚴重的資源約束,創(chuàng)新意愿難以有效發(fā)揮。為擺脫該困境,中小企業(yè)應(yīng)根據(jù)自身經(jīng)營狀況,主動轉(zhuǎn)變研發(fā)策略,積極與高校、科研院所和行業(yè)內(nèi)的其它企業(yè)展開技術(shù)研發(fā)合作,充分利用外部資源彌補自身的技術(shù)“短板”與人才劣勢。同時,中小企業(yè)風(fēng)險承擔能力有限,應(yīng)合理采用雙元創(chuàng)新模式,在漸進式創(chuàng)新與顛覆式創(chuàng)新、自主創(chuàng)新與模仿創(chuàng)新之間找到兼顧短期經(jīng)營需要與長期戰(zhàn)略發(fā)展的平衡點,以降低研發(fā)風(fēng)險。

(3)調(diào)整產(chǎn)業(yè)政策支持方式,強化政府服務(wù)職能。當前我國地方政府及各職能部門在宏觀調(diào)控中主要使用研發(fā)補助、稅收優(yōu)惠、金融支持等政策實現(xiàn)對中小企業(yè)的創(chuàng)新激勵,這些產(chǎn)業(yè)政策往往實施成本高且見效慢。要提升中小企業(yè)的創(chuàng)新意愿,為其提供充足的外部資源供給是解決問題的關(guān)鍵。因此,除經(jīng)濟補貼外,應(yīng)充分發(fā)揮相關(guān)部門“穿針引線”的功能,強化政府服務(wù)職能,間接利用其信息優(yōu)勢與組織能力優(yōu)勢,為眾多中小企業(yè)搭建可靠的合作創(chuàng)新平臺與穩(wěn)定的外部融資渠道,加強開放式創(chuàng)新以及集群創(chuàng)新所需的各項市場基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)。

(4)進一步優(yōu)化營商環(huán)境,增強企業(yè)風(fēng)險承擔能力。由于科創(chuàng)型企業(yè)與新成立的年輕企業(yè)在創(chuàng)新研發(fā)中面臨更大壓力,且社會資本對該類型企業(yè)發(fā)揮更顯著的創(chuàng)新激勵作用,因此地方政府和金融機構(gòu)需有選擇地對關(guān)鍵行業(yè)及新興企業(yè)進行重點扶持。如國有企業(yè)可以采取技術(shù)合作和股權(quán)合作等方式對中小民營企業(yè)展開幫扶,商業(yè)銀行應(yīng)加大力度對“專、精、特、新”中小企業(yè)進行定向融資優(yōu)惠等,努力優(yōu)化中小企業(yè)營商環(huán)境并提升其風(fēng)險承擔能力,以實現(xiàn)精準施策,用有限的政策成本獲得最大化的創(chuàng)新激勵效果。

4.4 不足與展望

本研究在樣本選擇、理論機制、對策提出等方面仍存在不足之處。

(1)從企業(yè)特征層面來講,出于數(shù)據(jù)可得性與問卷調(diào)查質(zhì)量的考慮,本文選擇湖北省內(nèi)三板上市公司的高管而非在更大范圍內(nèi)向研究對象發(fā)放問卷,這直接導(dǎo)致本文樣本存在一定選擇性偏差,具有鮮明的地域特征與三板上市公司屬性。

(2)本文只考慮了“高管團隊社會資本—風(fēng)險承擔能力—創(chuàng)新意愿”的影響路徑,而真正實現(xiàn)企業(yè)轉(zhuǎn)型突破,如何將創(chuàng)新意愿轉(zhuǎn)化為創(chuàng)新成果也是不可忽視的一環(huán)。尤其對于中小企業(yè)而言,除積極的創(chuàng)新意愿與良好的風(fēng)險承擔能力外,如何實現(xiàn)創(chuàng)新成功,乃至高質(zhì)量的創(chuàng)新研發(fā),也是值得進一步探討的話題。

(3)中小企業(yè)社會資本存在一個理論之外的現(xiàn)實困境,即中小企業(yè)內(nèi)部治理能力較弱、高管團隊同質(zhì)化嚴重、外部人才吸引力缺乏,除聘請職業(yè)經(jīng)理人外,如何快速有效地擴張企業(yè)社會資本也是將本文研究結(jié)論轉(zhuǎn)化為現(xiàn)實生產(chǎn)力的一個難點。