雷國雄 楊黎

基金項目：國家社會科學基金一般項目（16BJL049）

作者簡介：雷國雄（1974-），男，湖北漢川人，博士，西南政法大學經(jīng)濟學院副教授、碩士生導師，研究方向為創(chuàng)新與演化經(jīng)濟學、城市與區(qū)域經(jīng)濟學；楊黎（1996-），男，重慶人，西南政法大學經(jīng)濟學院碩士研究生，研究方向為企業(yè)創(chuàng)新與公司金融。

摘 要：基于中國制造業(yè)上市公司2007—2019年創(chuàng)新活動數(shù)據(jù)，采用面板交互效應模型，探究高管介入創(chuàng)新的方式對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響。研究發(fā)現(xiàn)：高管介入創(chuàng)新的方式對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響存在企業(yè)創(chuàng)新層級差異，具體而言，在引領(lǐng)性創(chuàng)新型企業(yè)中，高管以間接方式介入企業(yè)創(chuàng)新能顯著提升企業(yè)全要素生產(chǎn)率，而在一般性創(chuàng)新型企業(yè)中，高管直接參與創(chuàng)新更為適宜；機制分析發(fā)現(xiàn)，高管間接介入創(chuàng)新有助于促進企業(yè)基礎(chǔ)研究，并且在引領(lǐng)性創(chuàng)新型企業(yè)中開展基礎(chǔ)研究能顯著提升企業(yè)全要素生產(chǎn)率，但是在一般性創(chuàng)新型企業(yè)中會產(chǎn)生抑制作用；異質(zhì)性分析發(fā)現(xiàn)，創(chuàng)新在企業(yè)發(fā)展中的重要程度越高，高管采取引領(lǐng)方式間接介入創(chuàng)新更有利于提升企業(yè)全要素生產(chǎn)率。

關(guān)鍵詞：高管介入創(chuàng)新；企業(yè)創(chuàng)新；引領(lǐng)創(chuàng)新；直接參與；企業(yè)全要素生產(chǎn)率

DOI：10.6049/kjjbydc.2023110389

中圖分類號：F272.91

文獻標識碼：A

文章編號：1001-7348（2024）11-0141-11

0 引言

中共二十大報告強調(diào)著力提高全要素生產(chǎn)率。企業(yè)作為宏觀經(jīng)濟發(fā)展的微觀基礎(chǔ)，全要素生產(chǎn)率反映企業(yè)在各種生產(chǎn)要素綜合作用下的生產(chǎn)效率^[1]。提高企業(yè)全要素生產(chǎn)率，對于促進企業(yè)可持續(xù)發(fā)展、實現(xiàn)經(jīng)濟轉(zhuǎn)型升級具有重要作用^[2]。諸多學者從技術(shù)創(chuàng)新（Pieri等，2018）、激勵機制（盛明泉等，2021）以及環(huán)境制度（錢雪松等，2018）等方面，對如何提升企業(yè)全要素生產(chǎn)率展開了豐富研究。此外，高管作為企業(yè)管理者，自身特質(zhì)必然會對企業(yè)目標、戰(zhàn)略和生產(chǎn)經(jīng)營產(chǎn)生重要影響^[3]。李唐^[4]基于2015年廣東制造業(yè)企業(yè)調(diào)查數(shù)據(jù)，探究了高管年齡效應與企業(yè)全要素生產(chǎn)率之間的非線性關(guān)系；徐遠華^[5]研究發(fā)現(xiàn)，企業(yè)家精神具有顯著知識溢出效應，會加速提升中國工業(yè)全要素生產(chǎn)率；張勇等^[6]使用文本分析法驗證了管理層短視對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的抑制作用。在創(chuàng)新實踐中，企業(yè)高管作為團隊創(chuàng)新中重要乃至核心的實施者，較為普遍地介入團隊研發(fā)，然而，對于高管介入創(chuàng)新的方式如何影響企業(yè)全要素生產(chǎn)率這一問題鮮有文獻涉及。

在企業(yè)創(chuàng)新方面，高管（高管團隊）肩負著兩項重要職能，即創(chuàng)新管理與創(chuàng)新實施，前者側(cè)重于配置創(chuàng)新資源，后者側(cè)重于為創(chuàng)新提供新知識。大量文獻從創(chuàng)新管理者視角，研究企業(yè)高管的人格、技術(shù)背景、社會交往方式等因素對一般研發(fā)人員自主權(quán)、激勵的影響，提出高管創(chuàng)新管理優(yōu)化建議（吳士健等，2020；周勁波等，2020）。按照熊彼特的觀點，企業(yè)高管的核心職能是創(chuàng)新實施而不僅僅是包括創(chuàng)新管理在內(nèi)的企業(yè)管理^[7]。與亨利·福特等所處時代的個體式創(chuàng)新不同，現(xiàn)代創(chuàng)新復合性更強、復雜度更高^[8]，團隊創(chuàng)新已成為企業(yè)的主導性創(chuàng)新模式^[9]。越來越多的高管介入企業(yè)研發(fā)活動，高管應如何介入企業(yè)創(chuàng)新，有效實現(xiàn)與一般研發(fā)人員的創(chuàng)新協(xié)作，成為一個系統(tǒng)、復雜、有待深入解析的問題^[10]。楊俊等（2020）提出，高管側(cè)重于實施商業(yè)模式創(chuàng)新并不必然提升企業(yè)競爭優(yōu)勢，也不一定能使企業(yè)長期財務(wù)績效得以改善。陳效東（2017）研究發(fā)現(xiàn)，核心員工持股的創(chuàng)新激勵效應顯著高于高管人員股權(quán)激勵，并由此提出核心員工才是企業(yè)創(chuàng)新主體的觀點。但該研究僅以專利產(chǎn)出度量企業(yè)創(chuàng)新，實則是對核心研發(fā)人員工作的肯定，存在低估高管創(chuàng)新激勵效應的可能，忽略了高管在企業(yè)文化、制度、技術(shù)理念、基礎(chǔ)性技術(shù)方案等方面發(fā)揮的創(chuàng)新作用。虞義華等（2018）研究指出，企業(yè)發(fā)展越依賴創(chuàng)新，對高管的專業(yè)知識要求也就越高。擁有發(fā)明家經(jīng)歷的高管可為創(chuàng)新團隊提供專業(yè)知識，能顯著促進企業(yè)創(chuàng)新；Bason等^[11]圍繞高管介入創(chuàng)新團隊的方式分析多國創(chuàng)新案例，認為高管應根據(jù)創(chuàng)新團隊的具體特征選擇合適的引領(lǐng)方法；Furr等^[12]研究指出，企業(yè)中創(chuàng)新領(lǐng)導者的重要作用體現(xiàn)在能使公司持續(xù)推出新產(chǎn)品進入市場。與泛泛強調(diào)賦予員工創(chuàng)新自主權(quán)的研究不同，Teece^[13]提出創(chuàng)造型公司的高管宜以“低干涉”方式介入企業(yè)創(chuàng)新，即為創(chuàng)新團隊提供軟性而非硬性的指導。上述研究豐富了高管實施企業(yè)創(chuàng)新相關(guān)研究，但主要依托經(jīng)驗性案例與匯總性計量實證展開，且多局限于某一類或少數(shù)企業(yè)，缺乏深層次理論分析，也不夠系統(tǒng)和全面。

當前，越來越多的高管面臨選擇適宜方式介入企業(yè)研發(fā)的問題，亟需理論與實踐指導。一是隨著科技人才數(shù)量與質(zhì)量提升、科技成果積累、科創(chuàng)制度優(yōu)化，我國已進入新一輪科技人才創(chuàng)業(yè)高潮。根據(jù)中國技術(shù)創(chuàng)業(yè)協(xié)會統(tǒng)計，僅2018年由科技人員創(chuàng)建的企業(yè)和團隊已達65 304個。二是企業(yè)中設(shè)置技術(shù)高管的數(shù)量不斷增加。本研究對我國上市公司高管職務(wù)背景分析顯示，有技術(shù)背景的高管占比已由2008年的11.6%提高到2017年的20.5%。三是隨著我國企業(yè)創(chuàng)新進入新一輪轉(zhuǎn)型與升級高潮，面臨調(diào)整介入創(chuàng)新方式的企業(yè)高管數(shù)量也在不斷增加。

因此，本文基于高管作為企業(yè)創(chuàng)新第一實施者的情景，分析高管與一般研發(fā)人員協(xié)作創(chuàng)新的方式如何影響企業(yè)全要素生產(chǎn)率，并使用我國制造業(yè)上市公司創(chuàng)新活動的面板數(shù)據(jù)進行實證檢驗，最后提出高管介入企業(yè)創(chuàng)新的適宜模式以及對策建議。

1 理論分析與研究假設(shè)

1.1 高管介入創(chuàng)新的方式與企業(yè)全要素生產(chǎn)率

創(chuàng)新的實質(zhì)是知識的生成和組合^[7]。隨著知識生成的難度不斷提升、知識組合的復雜性持續(xù)增強，團隊創(chuàng)新逐漸成為現(xiàn)代企業(yè)創(chuàng)新的主要模式（Jones，2021）。創(chuàng)新的組合性一方面表現(xiàn)在熊彼特提出的知識功能和類型方面，另一方面體現(xiàn)在企業(yè)創(chuàng)新知識層級上^[14-16]。以企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新為例，每一項技術(shù)創(chuàng)新都是原理層、技術(shù)層和工藝層知識的組合。引入新原理實現(xiàn)新組合是基礎(chǔ)性創(chuàng)新，而引入新技術(shù)、新工藝實現(xiàn)新組合則為應用性創(chuàng)新與試驗開發(fā)創(chuàng)新。純基礎(chǔ)性研究以生成原理層創(chuàng)新知識為目的，主要由高校與國家級科研機構(gòu)實施。企業(yè)創(chuàng)新則聚焦基礎(chǔ)和應用的復合型創(chuàng)新、應用與試驗開發(fā)創(chuàng)新兩個層級^[17]。定位于應用與試驗開發(fā)創(chuàng)新層級的企業(yè)，主要通過將技術(shù)層或工藝層知識與企業(yè)既有原理層知識（來源于自主研發(fā)和外部購買）相組合，形成最終創(chuàng)新成果。然而，企業(yè)創(chuàng)新所需原理層知識存在“天花板”效應^[18]，當企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出達到一定數(shù)量時，即使追加大量研發(fā)投入也難以實現(xiàn)更多原理層創(chuàng)新成果（劉騏源等，2019）。購買外部原理層知識，也會存在價格高昂、限供、斷供乃至禁供問題（劉航等，2019），無法支撐企業(yè)創(chuàng)新水平持續(xù)提升。如此一來，企業(yè)能否提供足夠原理層知識打破“天花板”效應，不僅是行業(yè)引領(lǐng)性創(chuàng)新型企業(yè)與一般創(chuàng)新型企業(yè)的分水嶺，更是企業(yè)能否持續(xù)開展應用與試驗開發(fā)創(chuàng)新的關(guān)鍵。受限于“天花板”效應的企業(yè)只能停留在一般創(chuàng)新層級上，而行業(yè)引領(lǐng)性創(chuàng)新型企業(yè)將創(chuàng)新目標定位于由內(nèi)部提供應用基礎(chǔ)性乃至基礎(chǔ)性創(chuàng)新知識^[19-20]，能為應用與試驗開發(fā)創(chuàng)新提供原理層知識，可以在創(chuàng)新數(shù)量、創(chuàng)新質(zhì)量與創(chuàng)新效率上實現(xiàn)企業(yè)創(chuàng)新水平穩(wěn)步提升，從而有效促進企業(yè)全要素生產(chǎn)率提升。企業(yè)全要素生產(chǎn)率可表示為企業(yè)產(chǎn)出水平與綜合要素投入之間的比值（余龍等，2021），增加創(chuàng)新產(chǎn)出數(shù)量一定程度上意味著提高企業(yè)全要素生產(chǎn)率^[21]；較高的創(chuàng)新質(zhì)量代表企業(yè)擁有較高創(chuàng)新水平和市場價值，其與全要素生產(chǎn)率存在顯著正向關(guān)系^[22]；創(chuàng)新效率提升說明生產(chǎn)要素投入得到合理使用，因此，高效的資源配置也積極影響企業(yè)全要素生產(chǎn)率^[23]。

企業(yè)創(chuàng)新實施者包括高管和一般研發(fā)人員。作為企業(yè)中最具創(chuàng)造力的群體，高管應實施企業(yè)創(chuàng)新中難度最大、最重要的知識創(chuàng)造活動^[7]。這意味著企業(yè)高管與一般研發(fā)人員的創(chuàng)新并不是平行的，而是分層的。在原理層—技術(shù)層—工藝層知識序列上，高管貢獻給企業(yè)的知識處于企業(yè)所覆蓋序列的最左端，只有充分調(diào)配企業(yè)各種生產(chǎn)要素，才能提升企業(yè)全要素生產(chǎn)率^[1]。具體而言，在實施應用基礎(chǔ)性創(chuàng)新與應用創(chuàng)新的行業(yè)引領(lǐng)性創(chuàng)新型企業(yè)中，創(chuàng)新覆蓋原理層—技術(shù)層—工藝層知識序列，最理想的模式是由創(chuàng)新能力相對更強的高管承擔難度相對較大的原理層創(chuàng)新，而研發(fā)部門的一般技術(shù)人員將這些原理層創(chuàng)新知識與應用性創(chuàng)新知識相組合，提高生產(chǎn)要素使用效率，從而形成最終創(chuàng)新成果（Grossman等，1993）。原理層知識和應用性創(chuàng)新知識的可分離性較大，原理層創(chuàng)新的成果主要表現(xiàn)為理念、著作、學術(shù)論文等，并以新理念、新原理、新架構(gòu)等知識形式，軟性而非硬性地引領(lǐng)一般研發(fā)人員創(chuàng)新^[13]。創(chuàng)新的組合過程不需要高管直接參與到具體創(chuàng)新活動中，而且原理層創(chuàng)新可被組合進大量應用性創(chuàng)新中產(chǎn)生豐富的最終成果，從事原理層創(chuàng)新的高管不太可能實質(zhì)性地參與到每一項包含原理層知識的一般性創(chuàng)新活動中。企業(yè)高管以高屋建瓴的方式與一般研發(fā)人員互動，傳輸基礎(chǔ)性創(chuàng)新知識，更有利于激發(fā)一般研發(fā)人員創(chuàng)新活力，促進企業(yè)全要素生產(chǎn)率提升。

一般性創(chuàng)新型企業(yè)主要實施應用與試驗開發(fā)創(chuàng)新，高管需承擔其中難度相對較大的技術(shù)層知識創(chuàng)新。這部分創(chuàng)新知識僅覆蓋技術(shù)層—工藝層知識序列，而技術(shù)層與工藝層知識組合緊密，主導實施技術(shù)層創(chuàng)新的高管與主要負責工藝層知識創(chuàng)新的一般研發(fā)人員的創(chuàng)新活動不再具有明顯分離性。此時，加強技術(shù)研發(fā)有關(guān)要素投入是提高企業(yè)全要素生產(chǎn)率的直接途徑^[24]，高管應作為研發(fā)骨干直接參與企業(yè)創(chuàng)新項目，與一般研發(fā)人員實現(xiàn)兩者知識的結(jié)合，形成最終創(chuàng)新成果^[11]。雖然企業(yè)高管仍然從事研發(fā)團隊中創(chuàng)新層級相對較高的知識創(chuàng)造，但這些知識在總體知識序列中的層級并不算高，它們只能被組合進少數(shù)最終創(chuàng)新成果中，因而高管有充足時間和精力參與各項創(chuàng)新活動。對于創(chuàng)新層級一般的企業(yè)而言，高管以直接參與的方式介入企業(yè)創(chuàng)新可以增強企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新和進步的內(nèi)驅(qū)力，更有利于提高企業(yè)全要素生產(chǎn)率。據(jù)此，本文提出以下假設(shè)：

H₁：企業(yè)創(chuàng)新層級越高，高管間接介入企業(yè)創(chuàng)新越能促進企業(yè)全要素生產(chǎn)率提升。

1.2 基礎(chǔ)研究活動的影響機制

高管間接參與企業(yè)研發(fā)工作可以為企業(yè)開展基礎(chǔ)研究活動帶來積極影響。首先，高管通過將市場趨勢和技術(shù)前沿等信息融入企業(yè)科技戰(zhàn)略中，以間接參與創(chuàng)新的方式能夠更有針對性地開展基礎(chǔ)研究。并且，基礎(chǔ)研究通常需要跨領(lǐng)域合作，企業(yè)高管間接參與創(chuàng)新可以有更多時間和精力促進企業(yè)與研究機構(gòu)、大學以及其它企業(yè)合作，有助于匯聚不同領(lǐng)域的專業(yè)知識、推動基礎(chǔ)研究在更大的范圍取得重大突破。其次，根據(jù)高層梯隊理論^[3]，企業(yè)管理者只能在其視野范圍內(nèi)進行選擇性觀察，難以對創(chuàng)新的所有方面擁有全面認識。若高管在實施原理層創(chuàng)新的同時參與一般研發(fā)人員實施的應用性創(chuàng)新，則會導致自身精力過度分散^[25]，耽誤基礎(chǔ)研究活動。最后，高管直接參與研發(fā)可能導致資源分配不均衡。基礎(chǔ)研究往往要經(jīng)過長時間積累才能取得重大突破，商業(yè)價值無法在短時間內(nèi)顯現(xiàn)^[26]。高管過度參與一般研發(fā)活動可能導致其難以客觀、獨立地評估研發(fā)項目效益和風險，使更多資源流向短期項目，對于需要長期投資的基礎(chǔ)研究項目持相對謹慎的態(tài)度。綜上所述，高管間接介入創(chuàng)新更有助于企業(yè)基礎(chǔ)研究活動順利開展。

在行業(yè)引領(lǐng)性創(chuàng)新型企業(yè)中，高管從事基礎(chǔ)研究有利于提升企業(yè)全要素生產(chǎn)率。具體而言，企業(yè)基礎(chǔ)研究活動通過積累效應實現(xiàn)重大理論突破或技術(shù)突破，促進企業(yè)技術(shù)進步、提高企業(yè)生產(chǎn)效率（Adams等，1990；李蕾蕾等，2018）；基礎(chǔ)研究活動可以提高勞動力要素的學習能力以及專業(yè)知識的轉(zhuǎn)換吸收能力（孫早等，2017；Aghion等，1996）；基礎(chǔ)研究活動會衍生出工藝創(chuàng)新、設(shè)備創(chuàng)新以及產(chǎn)品創(chuàng)新等應用性創(chuàng)新與試驗開發(fā)創(chuàng)新（孫早等，2017），從原理層引領(lǐng)一般研發(fā)人員的創(chuàng)新活動，從而有效提高生產(chǎn)要素使用效率和產(chǎn)出效率。但在一般性創(chuàng)新型企業(yè)中，高管從事基礎(chǔ)研究活動對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升效應可能并不明顯。首先，企業(yè)高管如果將過多時間和精力用于實施原理層知識創(chuàng)新，則企業(yè)會缺乏研發(fā)骨干的引領(lǐng)，導致應用性創(chuàng)新與試驗開發(fā)創(chuàng)新效率較低。其次，即使企業(yè)高管在原理層取得巨大創(chuàng)新成就，若沒有核心技術(shù)人才直接參與到創(chuàng)新成果轉(zhuǎn)化活動中，這些基礎(chǔ)研究所取得的創(chuàng)新知識也會因為企業(yè)研發(fā)要素投入不足而難以被高效地延伸應用^[24]，整體上表現(xiàn)為要素資源無法得到充分有效利用，最終不利于提升企業(yè)全要素生產(chǎn)率。綜上所述，在引領(lǐng)性創(chuàng)新型企業(yè)中，高管側(cè)重原理層知識的基礎(chǔ)研究有利于促進企業(yè)全要素生產(chǎn)率提升，而在一般性創(chuàng)新型企業(yè)中，這一效應可能并不顯著甚至為負。據(jù)此，本文提出如下假設(shè)：

H₂：高管間接介入創(chuàng)新有助于企業(yè)開展基礎(chǔ)研究活動。

H₃：基礎(chǔ)研究活動在高管介入創(chuàng)新的方式對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響過程中發(fā)揮中介作用。

2 研究設(shè)計

2.1 樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

我國企業(yè)創(chuàng)新相關(guān)實證研究多采用A股制造業(yè)上市公司作為樣本，其原因在于制造業(yè)企業(yè)的創(chuàng)新成果主要體現(xiàn)為專利，而專利的信息翔實、完整、權(quán)威，對企業(yè)創(chuàng)新活動的度量更精確，并且，通過上市公司年報可獲得較完備的企業(yè)研發(fā)信息。本文沿用這一樣本選擇慣例，同時，考慮到2006年2月15日財政部發(fā)布《企業(yè)會計準則第6號——無形資產(chǎn)》，對原準則中關(guān)于企業(yè)研究與開發(fā)費用的會計處理作了較大修改，因此，將樣本期間設(shè)定為2007—2019年，并按常規(guī)做法剔除ST和PT企業(yè)、總利潤為負值的異常企業(yè)、樣本期間內(nèi)專利申請總數(shù)為零的企業(yè)，最終得到9 767個樣本，涉及1 978家企業(yè)。其中，實證研究中上市公司基本數(shù)據(jù)來源于RESSET金融研究數(shù)據(jù)庫和Wind數(shù)據(jù)庫，省、市經(jīng)濟數(shù)據(jù)來源于Wind數(shù)據(jù)庫，上市公司的詳細專利數(shù)據(jù)來源于智慧芽全球?qū)＠麛?shù)據(jù)庫（PatSnap）。

2.2 變量及其衡量

2.2.1 被解釋變量

企業(yè)全要素生產(chǎn)率（TFP）：本文采用LP法估計企業(yè)全要素生產(chǎn)率^[27]，該方法有效改良了半?yún)?shù)估計法（OP法）中同時性偏差和樣本選擇性偏誤的問題（Olley等，1996），且可靈活選擇代理變量。

2.2.2 解釋變量

高管介入企業(yè)創(chuàng)新的方式即介入度（SEI）：本文基于詳細專利數(shù)據(jù)，借鑒王雪莉等（2013）衡量高管職能背景的研究方法，使用高管專利署名的比例衡量高管介入企業(yè)創(chuàng)新的方式。具體而言，如果某項專利的發(fā)明人（或設(shè)計人）中列入了企業(yè)高管，就判定高管實質(zhì)性參與該創(chuàng)新項目，即高管以直接參與的方式介入項目研發(fā)。如果某項專利的發(fā)明人中未列入高管，就認定高管采取引領(lǐng)的方式軟性介入項目創(chuàng)新，而并沒有視為企業(yè)高管未對創(chuàng)新作出任何貢獻。如此判定的依據(jù)在于：上市公司是企業(yè)中的優(yōu)質(zhì)企業(yè)，經(jīng)營管理理念科學、更具現(xiàn)代特征，尤其是制造業(yè)企業(yè)高管深知創(chuàng)新對于企業(yè)發(fā)展的重要意義，不太可能缺位于企業(yè)創(chuàng)新。本文采用該方法計算專利發(fā)明人中列入企業(yè)高管信息的專利占比（SEI），若SEI趨近于1則代表高管主要以直接參與方式介入企業(yè)創(chuàng)新，若SEI趨近于0則代表高管主要以引領(lǐng)方式間接介入企業(yè)創(chuàng)新。使用專利申請總數(shù)、發(fā)明專利申請數(shù)兩種方法衡量SEI，分別記為SEI_all、SEI_inv。

企業(yè)創(chuàng)新層級（CL）：本文參考Meyer等（1997）和Hafeez等^[28]的研究方法，采用專利數(shù)量衡量企業(yè)創(chuàng)新層級。對樣本企業(yè)專利申請數(shù)作二分聚類，并將專利申請數(shù)較高的企業(yè)劃為引領(lǐng)性創(chuàng)新型企業(yè)，CL賦值為1；專利申請數(shù)較低者劃為一般性創(chuàng)新型企業(yè)，CL賦值為0。

2.2.3 控制變量

本文從企業(yè)、行業(yè)、區(qū)域3個層面設(shè)定控制變量。在企業(yè)層面，研發(fā)投入（嚴成樑等，2010）、企業(yè)規(guī)模（周黎安等，2005）、贏利能力（楊繼東等，2018）、資本結(jié)構(gòu)（劉渝琳等，2018）、所有權(quán)性質(zhì)（Aghion等，2013）等對企業(yè)生產(chǎn)效率均具有顯著影響。借鑒主流的上市公司創(chuàng)新相關(guān)研究中控制變量的選擇方法，選擇研發(fā)支出的對數(shù)（Lnrdfund）、研發(fā)支出占營業(yè)收入的比重（Rdsale_ratio）、研發(fā)人員的對數(shù)（Size）、總資產(chǎn)凈利潤率（Roa）、經(jīng)營性現(xiàn)金凈流量（Cash）、前五大股東持股占比（Top5）、企業(yè)年齡（Age）、企業(yè)所有權(quán)性質(zhì)（Ownership）作為企業(yè)層面控制變量。

企業(yè)所在區(qū)域的知識溢出為企業(yè)創(chuàng)新提供重要知識元素（Keller，2002）。本文以企業(yè)所在省份專利申請量的對數(shù)（Lnprov_pat）、企業(yè)所在省份人均GDP的對數(shù)（Lnprov_pgdp）、企業(yè)所在市（地級市以及直轄市、省直管市）GDP的對數(shù)（Lncity_gdp），從省、市兩個層面控制來自區(qū)域的知識溢出效應。另外，引入行業(yè)虛擬變量控制行業(yè)特征的影響。

2.3 模型構(gòu)建

采用面板交互效應模型驗證研究假設(shè)^[29]，具體設(shè)定如下：

TFP_it=β₀+β₁SEI_it*CL_it+β₂SEI_it+β₃CL_it+β₄X_it+ε_it

式中，TFP_it、SEI_it、CL_it為核心變量，分別表示企業(yè)全要素生產(chǎn)率、高管介入企業(yè)創(chuàng)新的方式、企業(yè)創(chuàng)新層級；X_it為企業(yè)、行業(yè)和區(qū)域?qū)用娴囊幌盗锌刂谱兞?，β為各變量的系?shù)，ε_it為擾動項，本文將標準誤差聚類到企業(yè)層級。交互項系數(shù)β₁反映高管介入創(chuàng)新的方式與企業(yè)創(chuàng)新層級的交互效應，如果β₁顯著為負，則假設(shè)H₁通過檢驗。由于變量中包含多個不隨時間變化或在時序上變化較為緩慢的因素，不宜采用固定效應模型。采用固定效應模型得到的回歸結(jié)果也顯示其擬合效果較差，說明不隨時間變化的企業(yè)高管個人特征對本文研究主題的影響較大。對隨機效應模型的LM檢驗結(jié)果顯示，隨機效應顯著，因此宜采用隨機效應模型而不是混合模型。

3 實證結(jié)果與分析

3.1 描述性統(tǒng)計

主要變量描述性統(tǒng)計結(jié)果如表1所示，樣本企業(yè)全要素生產(chǎn)率差異明顯，標準差接近2，具有一定分異度；高管署名專利平均占比為52%，說明高管直接介入企業(yè)創(chuàng)新的比例相對較高；31%的企業(yè)屬于行業(yè)引領(lǐng)性創(chuàng)新型企業(yè)。另外，計算得到的VIF值均低于10，說明不存在嚴重的多重共線性問題。

3.2 基準回歸及解析

按發(fā)明專利申請數(shù)二分聚類劃分企業(yè)創(chuàng)新層級的估計結(jié)果如表2所示。模型（1）—（5）中使用的是在全部專利范圍內(nèi)度量得到的高管介入度（SEI_all），模型（6）中使用的是僅在發(fā)明專利范圍內(nèi)度量的高管介入度（SEI_inv）。模型（1）（2）沒有列入交互項，SEI的系數(shù)顯著為負，說明高管間接介入創(chuàng)新、企業(yè)創(chuàng)新層級較高，更利于提升企業(yè)全要素生產(chǎn)率。加入企業(yè)創(chuàng)新層級與高管介入度的交互項后，兩個變量的系數(shù)大小及其顯著性水平均發(fā)生明顯變化，并且交互項系數(shù)顯著為負，再次說明企業(yè)創(chuàng)新層級較高、高管間接介入企業(yè)創(chuàng)新更利于企業(yè)全要素生產(chǎn)率提升。模型（6）中交叉項系數(shù)的絕對值更大，表明在創(chuàng)新層次更高的發(fā)明創(chuàng)新領(lǐng)域，企業(yè)創(chuàng)新層級與高管介入創(chuàng)新方式間的交互效應更明顯。因此，假設(shè)H₁得到驗證。

3.3 穩(wěn)健性檢驗

為檢驗上述估計結(jié)果的穩(wěn)健性，本文開展4項穩(wěn)健性分析。

（1）改變企業(yè)創(chuàng)新層級的劃分方法。包括兩種方法：一是采用簡單同族數(shù)的閾值劃分企業(yè)創(chuàng)新層級。主流研究通常采用專利續(xù)期比、專利被引用率、專利同族數(shù)等度量企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量（李牧南等，2019）。考慮到前兩項指標滯后期較長，難以反映高管介入研發(fā)時企業(yè)的即期創(chuàng)新質(zhì)量層級，本文采用專利同族數(shù)測度^[30]。若企業(yè)當年申請專利的同族數(shù)超過設(shè)定閾值，則認定其為引領(lǐng)性創(chuàng)新型企業(yè)并賦值為1，否則賦值為0，并分別采用2、3、5三種同族數(shù)閾值劃分企業(yè)創(chuàng)新層級。估計結(jié)果如表3所示，模型（1）—（3）使用的是在全部專利范圍內(nèi)度量的高管介入度（SEI_all），模型（4）—（6）采用的是在發(fā)明專利范圍內(nèi)度量的高管介入度（SEI_inv）。估計結(jié)果顯示，所有模型的交互項系數(shù)均顯著為負，說明基準回歸結(jié)果具有較強穩(wěn)健性。二是參考張杰等^[31]采用的專利知識寬度法，基于平均專利質(zhì)量劃分企業(yè)創(chuàng)新層級。先計算企業(yè)每年平均專利質(zhì)量，再采用二分聚類從行業(yè)層面劃分企業(yè)創(chuàng)新層級。估計結(jié)果見表4模型（1），其回歸結(jié)果與基準回歸中交互項估計結(jié)果基本一致。

（2）優(yōu)化高管介入度的度量方法。包括兩項內(nèi)容：一是企業(yè)專利中包括通過購買、轉(zhuǎn)讓等非創(chuàng)新方式獲得的專利，這會導致高管介入度的度量產(chǎn)生偏差。為了剔除該偏差對估計結(jié)果的影響，采用相關(guān)字段識別法、手工剔除法等對收集到的企業(yè)原始專利數(shù)據(jù)進行清洗，剔除通過購買、轉(zhuǎn)讓等方式獲得的專利。表4中模型（2）的估計結(jié)果顯示，專利數(shù)據(jù)清洗后交互項的系數(shù)仍顯著為負，且該系數(shù)的絕對值僅略大于基準回歸中的結(jié)果，表明未作處理前的原始專利數(shù)據(jù)估計結(jié)果雖略有偏差，但偏差范圍不大。二是現(xiàn)實中存在部分企業(yè)高管為了聲譽或為簡化企業(yè)知識產(chǎn)權(quán)成果管理而違規(guī)署名的現(xiàn)象，導致基于專利發(fā)明人信息度量的SEI存在偏差。不過，技術(shù)型高管特別是優(yōu)質(zhì)上市公司的技術(shù)型高管大多不會侵占一般研發(fā)人員的創(chuàng)新成果，因此，本文限定在具有創(chuàng)新背景（學術(shù)背景和技術(shù)背景）的高管范圍內(nèi)度量SEI，以進一步優(yōu)化度量方式。改進度量方法后的估計結(jié)果如表4中模型（3）（4）所示。其中，寬口徑是指基于原始專利數(shù)據(jù)度量的SEI，嚴口徑是指基于清洗后的專利數(shù)據(jù)度量的SEI。在優(yōu)化之后的回歸中，交互項系數(shù)仍然顯著為負，進一步驗證了基準回歸結(jié)果的穩(wěn)健性?；貧w結(jié)果中交互項系數(shù)的絕對值明顯變小，原因可能是：在創(chuàng)新層級一般的企業(yè)中，無創(chuàng)新背景的高管具有更高的專利違規(guī)署名傾向，SEI的度量偏誤相較于引領(lǐng)性創(chuàng)新型企業(yè)更高。同時，模型（3）（4）的估計結(jié)果也顯示，清洗專利數(shù)據(jù)對估計結(jié)果的影響不大。

（3）改變企業(yè)全要素生產(chǎn)率衡量方法。表4中模型（5）（6）分別使用OP法與FE固定效應法衡量企業(yè)全要素生產(chǎn)率^[32]。估計結(jié)果顯示，交互項系數(shù)的符號與顯著性保持不變，系數(shù)值變化較明顯，說明企業(yè)全要素生產(chǎn)率度量方法存在差異，但并沒有導致估計結(jié)果發(fā)生結(jié)構(gòu)性改變，因此本文基準回歸結(jié)果具有較強穩(wěn)健性。

（4）考慮企業(yè)高管介入創(chuàng)新影響企業(yè)全要素生產(chǎn)率的滯后效應。專利申請日期一般滯后相關(guān)創(chuàng)新活動數(shù)月乃至數(shù)年，這與創(chuàng)新活動影響企業(yè)全要素生產(chǎn)率的時滯相近，因而基準回歸并未考慮模型的滯后效應。為了增強研究結(jié)果的穩(wěn)健性，并考慮到滯后效應可緩解模型中的內(nèi)生性問題，本文估計滯后一期與滯后兩期的模型。表4中模型（7）（8）顯示，考慮滯后效應后，交互項系數(shù)依然顯著為負。估計結(jié)果也顯示，交互項系數(shù)的絕對值明顯增大，可能的解釋是：企業(yè)中一般研發(fā)人員對高管介入創(chuàng)新方式的認知與反應存在較強慣性。

3.4 中介機制分析

分析機制路徑，需刻畫企業(yè)基礎(chǔ)研究活動的強度（Basic Research， BR），但現(xiàn)有資料并未提供有關(guān)上市公司基礎(chǔ)研究活動的直接數(shù)據(jù)。Arora^[33]以企業(yè)科技文獻數(shù)衡量企業(yè)基礎(chǔ)研究活動強度，存在以局部度量總體的偏誤。文獻刊發(fā)時滯不一且可能時滯較長，其導致的偏誤也不可忽視。寇明婷等（2021）采用小規(guī)模微觀調(diào)查方法刻畫企業(yè)基礎(chǔ)研究活動，但該方法較難應用到基于大樣本量的上市公司研究中。本文參考吳非^[34]研究企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型的實證方法，采取基于上市公司年報的文本分析法度量企業(yè)基礎(chǔ)研究活動。具體方法如下：一是構(gòu)建揭示企業(yè)基礎(chǔ)研究活動的關(guān)鍵詞詞典；二是基于Python軟件平臺與jieba庫統(tǒng)計得到關(guān)鍵詞詞頻；三是對不同類型的關(guān)鍵詞詞頻加總；四是對總詞頻數(shù)取對數(shù)得到對BR的度量值。其中，關(guān)于關(guān)鍵詞詞典的構(gòu)建，本文借鑒萬勁波^[35]的方法，從基礎(chǔ)研究的理念、成果和效應3個方面選取刻畫企業(yè)基礎(chǔ)研究活動的文本分析詞典，并盡可能在選詞中排除僅與企業(yè)一般創(chuàng)新活動相關(guān)的詞語。在最終選定的詞典中，基礎(chǔ)研究理念方面的關(guān)鍵詞有基礎(chǔ)研究、基礎(chǔ)理論、科學家團隊等；基礎(chǔ)研究成果方面的關(guān)鍵詞有論文、著作、行業(yè)標準、國際學術(shù)會議等；基礎(chǔ)研究效應方面的關(guān)鍵詞有（夯實）技術(shù)基礎(chǔ)、（實現(xiàn)）核心技術(shù)突破、（成為）行業(yè)標桿等。

考慮到SEI對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響存在企業(yè)創(chuàng)新層級差異，本文采用劃分子樣本的中介效應模型檢驗機制路徑假設(shè)H₂。首先，使用全樣本估計SEI對企業(yè)基礎(chǔ)研究活動BR的影響；然后，分別在引領(lǐng)性創(chuàng)新型企業(yè)和一般性創(chuàng)新型企業(yè)的子樣本中估計中介變量BR對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響，估計結(jié)果如表5所示。表5中模型（1）（2）的回歸結(jié)果反映SEI對BR的影響，考慮到SEI與BR之間可能存在雙向因果關(guān)系，模型（2）使用高管平均年齡作為工具變量。兩項估計結(jié)果均顯示，高管直接介入創(chuàng)新的方式對企業(yè)基礎(chǔ)研究活動具有顯著負向影響，支持假設(shè)H₂。

為了排除中間作用強度較低區(qū)段對模型估計的影響，剔除創(chuàng)新層級居中間位置的樣本。如表5模型（3）（4）所示，在引領(lǐng)性創(chuàng)新型企業(yè)中，高管從事基礎(chǔ)研究對企業(yè)全要素生產(chǎn)率具有顯著正向影響。而在一般性創(chuàng)新型企業(yè)中，高管從事基礎(chǔ)研究活動反而抑制企業(yè)全要素生產(chǎn)率提升，驗證了假設(shè)H₃。為了確保上述結(jié)果穩(wěn)健，模型（5）—（8）使用加權(quán)法度量企業(yè)基礎(chǔ)研究活動。根據(jù)研究中收集的專家意見，本文對基礎(chǔ)研究成果、效應和理念3個方面關(guān)鍵詞分別賦予權(quán)重0.5、0.3和0.2，計算新的詞頻，得到另一組BR值。結(jié)果顯示，使用新方法的估計結(jié)果依然支持假設(shè)H₃。

3.5 異質(zhì)性分析

已有大量研究指出，企業(yè)重視創(chuàng)新有助于提升未來經(jīng)營績效^[36]，并且高管承載著實施企業(yè)創(chuàng)新戰(zhàn)略的重要責任^[37]。然而，不同企業(yè)對創(chuàng)新的重視度和依賴度均存在差異，因而高管在不同創(chuàng)新類型的企業(yè)中發(fā)揮創(chuàng)新實施者的成效會不同，高管介入創(chuàng)新的作用效果也會因企業(yè)異質(zhì)性而有所不同。如果創(chuàng)新在企業(yè)發(fā)展中的重要程度較低，那么高管無論以何種方式介入創(chuàng)新，對企業(yè)生產(chǎn)力的提升效應都很難有顯著影響。若創(chuàng)新在企業(yè)發(fā)展中的地位較高，則高管介入創(chuàng)新的方式會給企業(yè)發(fā)展帶來較明顯的影響。如果創(chuàng)新對企業(yè)發(fā)展至關(guān)重要，則在行業(yè)引領(lǐng)性創(chuàng)新型企業(yè)中，高管更需要提供原理層創(chuàng)新知識，以間接方式介入創(chuàng)新更有利于提升企業(yè)全要素生產(chǎn)率，而對于一般性創(chuàng)新型企業(yè)而言，高管作為企業(yè)研發(fā)主力直接參與到一般研發(fā)人員的創(chuàng)新活動中更為適宜。

本文對高管介入創(chuàng)新方式的異質(zhì)性分析從4個方面展開。表6中模型（1）（2）探查源于企業(yè)高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)特征的異質(zhì)性。綜合《戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)分類目錄》《戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)分類（2012）（試行）》和經(jīng)濟合作與發(fā)展組織（OECD）相關(guān)文件，本文將行業(yè)代碼為C25、C26、C27、C28、C29、C31、C32、C34、C35、C36、C37、C38、C39、C40、C41的企業(yè)劃定為高新技術(shù)企業(yè)。模型（3）—（5）探查源于企業(yè)要素密集型的異質(zhì)性。本研究沿用魯桐等（2014）和尹美群等（2018）的研究方法，以離差平方和對固定資產(chǎn)比例（固定資產(chǎn)凈額/平均總資產(chǎn)）、研發(fā)支出薪酬比（研發(fā)支出/應付職工薪酬）作聚類，將制造業(yè)各行業(yè)劃歸不同的要素密集類型，結(jié)果顯示：C27、C29、C33、C35、C37、C38、C39、C40、C41為技術(shù)密集型產(chǎn)業(yè)；C25、C26、C28、C30、C31為資本密集型產(chǎn)業(yè)；剩余為勞動密集型產(chǎn)業(yè)。模型（6）（7）探查源于企業(yè)所有權(quán)性質(zhì)的異質(zhì)性。國有企業(yè)包括中央國有企業(yè)和地方國有企業(yè)，其它為非國有企業(yè)。模型（8）（9）探查源于企業(yè)所屬地域發(fā)展水平的異質(zhì)性。

模型（1）（2）的估計結(jié)果顯示，非高新技術(shù)行業(yè)上市公司子樣本中交互項的系數(shù)為負但不顯著，高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)上市公司子樣本中交互項的系數(shù)顯著為負，并且絕對值略大于基準回歸結(jié)果。這表明高新技術(shù)企業(yè)對高管介入創(chuàng)新的方式更為敏感，并且高新技術(shù)企業(yè)的創(chuàng)新層級越高，越需高管采用軟性指導的間接方式介入創(chuàng)新。模型（3）—（5）的估計結(jié)果顯示，勞動密集型與資本密集型上市公司子樣本中交互項的系數(shù)不顯著，技術(shù)密集型上市公司子樣本中該交互項系數(shù)顯著為負，且系數(shù)的絕對值大于高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)上市公司子樣本。這表明，技術(shù)密集型企業(yè)對高管介入創(chuàng)新的方式較敏感，并且企業(yè)創(chuàng)新層級較高，采取軟性指導的間接方式介入創(chuàng)新對企業(yè)全要素生產(chǎn)率具有正向促進效應。模型（6）（7）的結(jié)果顯示，國有企業(yè)子樣本中交互項系數(shù)不顯著，而非國有企業(yè)子樣本中系數(shù)顯著為負。原因可能是，相比國有企業(yè)，非國有企業(yè)更依賴以創(chuàng)新實現(xiàn)發(fā)展，從而要求高管采取更有助于企業(yè)創(chuàng)新發(fā)展的方式介入創(chuàng)新活動。模型（8）（9）結(jié)果顯示，東部地區(qū)上市公司子樣本中交互項的系數(shù)顯著為負，而中西部地區(qū)上市公司子樣本中交互項系數(shù)不顯著。原因可能是，東部地區(qū)企業(yè)創(chuàng)新發(fā)展競爭相對更激烈，企業(yè)發(fā)展對創(chuàng)新的依賴性更強，要求高管采取更有助于企業(yè)創(chuàng)新發(fā)展的方式介入創(chuàng)新活動。以上實證結(jié)果支持前文異質(zhì)性分析：創(chuàng)新在企業(yè)發(fā)展中越重要，行業(yè)引領(lǐng)性創(chuàng)新型企業(yè)的高管以間接方式介入創(chuàng)新越有利于提升企業(yè)全要素生產(chǎn)率，而對于一般性創(chuàng)新型企業(yè)而言，高管作為企業(yè)研發(fā)主力直接參與到創(chuàng)新活動中更為適宜。

4 結(jié)論與啟示

4.1 研究結(jié)論

提升企業(yè)創(chuàng)新績效對于助推我國經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展至關(guān)重要。已有研究主要從高管創(chuàng)新管理職能視角分析高管特征、管理方式對企業(yè)經(jīng)營的影響，本文從高管（高管團隊）需承擔的創(chuàng)新實施職能視角，基于組合創(chuàng)新與知識匹配理論研究高管介入創(chuàng)新的適宜方式，并通過我國制造業(yè)上市公司2007—2019年創(chuàng)新活動數(shù)據(jù)，采用面板交互效應模型和中介效應模型，對影響效應、中介路徑與異質(zhì)性結(jié)果作了實證檢驗。

（1）實證檢驗結(jié)果表明，高管介入創(chuàng)新的方式對企業(yè)全要素生產(chǎn)率具有顯著異質(zhì)性影響。具體而言，在引領(lǐng)性創(chuàng)新型企業(yè)中，高管以柔性方式間接介入創(chuàng)新可以顯著提升企業(yè)全要素生產(chǎn)率，而在一般性創(chuàng)新型企業(yè)中，高管直接參與創(chuàng)新更有助于促進企業(yè)全要素生產(chǎn)率提升。

（2）基礎(chǔ)研究活動在高管介入創(chuàng)新方式對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響中發(fā)揮中介作用。在引領(lǐng)性創(chuàng)新型企業(yè)中，高管重視原理層知識的基礎(chǔ)研究有利于促進企業(yè)技術(shù)進步、提高勞動力要素整體水平，以及通過從原理層衍生應用層的創(chuàng)新知識引領(lǐng)一般研發(fā)人員創(chuàng)新，從而有效促進企業(yè)全要素生產(chǎn)率提升。然而，這一效應并不適用于一般性創(chuàng)新型企業(yè)，該類企業(yè)中，高管直接參與創(chuàng)新、加強技術(shù)研發(fā)有關(guān)要素投入更有利于提高企業(yè)全要素生產(chǎn)率。

（3）異質(zhì)性分析發(fā)現(xiàn)，創(chuàng)新對于企業(yè)發(fā)展的重要程度較高時，高管以間接參與的方式介入創(chuàng)新更為適宜。相對而言，高新技術(shù)類企業(yè)、技術(shù)密集型企業(yè)、非國有企業(yè)、東部地區(qū)企業(yè)，高管以引領(lǐng)的方式柔性介入創(chuàng)新更有利于提升企業(yè)全要素生產(chǎn)率。

4.2 邊際貢獻

（1）本文提出衡量高管介入企業(yè)創(chuàng)新的計量方法，拓展了高管創(chuàng)新實證研究。以往研究大多通過問卷等小樣本數(shù)據(jù)展開，本文基于手工收集的80多萬條上市公司專利詳細信息，結(jié)合基礎(chǔ)研究成果在支持企業(yè)創(chuàng)新活動中的方式與特征等，設(shè)計了測度高管介入創(chuàng)新方式的實證方法，并采用寬、嚴兩種企業(yè)專利統(tǒng)計口徑，分別在全部高管、有創(chuàng)新背景的高管兩種劃定范圍下測度上市公司高管介入企業(yè)創(chuàng)新的方式。

（2）以往文獻強調(diào)企業(yè)高管的創(chuàng)新管理職能，本研究突出高管作為創(chuàng)新實施者對企業(yè)發(fā)展的重要影響，并對高管介入創(chuàng)新的適宜方式作了充分論述。本文綜合相關(guān)理論提出，高管是企業(yè)重要的創(chuàng)新人員，應承擔起難度最大、最重要的創(chuàng)新任務(wù)，這些創(chuàng)新任務(wù)因企業(yè)創(chuàng)新層級不同而存在差異。一般性創(chuàng)新型企業(yè)主要關(guān)注應用性研發(fā)，高管應作為創(chuàng)新骨干直接參與項目研發(fā)。行業(yè)引領(lǐng)性創(chuàng)新型企業(yè)自主實施應用基礎(chǔ)性乃至基礎(chǔ)性創(chuàng)新，高管應以原理層知識創(chuàng)新引領(lǐng)一般研發(fā)人員相對獨立地實施創(chuàng)新。

4.3 實踐啟示

（1）高管關(guān)注創(chuàng)新管理的同時，也應重視發(fā)揮其作為企業(yè)創(chuàng)新實施者的職能。高管介入創(chuàng)新的方式顯著影響企業(yè)全要素生產(chǎn)率，因此，高管要樹立并強化自身作為企業(yè)創(chuàng)新活動實施者的意識，在加強創(chuàng)新管理的同時，積極介入創(chuàng)新活動，履行創(chuàng)新實施者職能。企業(yè)可以設(shè)置分管創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)的高管職位，增加相關(guān)高管職位數(shù)量，將創(chuàng)新骨干吸納到高管團隊中，在明確高管創(chuàng)新管理職責的同時，強調(diào)其參與創(chuàng)新實施的職責等。

（2）高管應結(jié)合企業(yè)創(chuàng)新特征，特別是企業(yè)創(chuàng)新層級，選擇適宜的方式介入創(chuàng)新活動。高管不僅應作為創(chuàng)新的重要實施者介入創(chuàng)新活動，還應根據(jù)企業(yè)特征選擇合適的介入方式。在引領(lǐng)性創(chuàng)新型企業(yè)，高管宜選擇間接的柔性指導方式介入創(chuàng)新，專注基礎(chǔ)研究，為一般研發(fā)人員的創(chuàng)新拓展空間，最終促進企業(yè)生產(chǎn)效率提升。在一般性創(chuàng)新型企業(yè)，高管宜選擇直接參與的方式介入創(chuàng)新活動，在創(chuàng)新團隊、創(chuàng)新項目中發(fā)揮研發(fā)骨干的作用，并通過加強交流互動為團隊解決疑難問題、提供關(guān)鍵解決方案。在一般性創(chuàng)新型企業(yè)，高管不宜脫離企業(yè)創(chuàng)新層級相對較低、基礎(chǔ)創(chuàng)新吸收轉(zhuǎn)化能力相對不足的實際情況，過于專注基礎(chǔ)研究，以免使企業(yè)陷入團隊創(chuàng)新缺少研發(fā)骨干、高管基礎(chǔ)研究成果難以延伸進入最終創(chuàng)新產(chǎn)品中的兩難境地。

（3）創(chuàng)新對于企業(yè)發(fā)展越重要，高管越應重視原理層知識創(chuàng)新，此時以柔性引領(lǐng)方式間接介入創(chuàng)新更有利于提升企業(yè)全要素生產(chǎn)率。高管應認真落實創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展戰(zhàn)略，充分認識企業(yè)創(chuàng)新的重要性，加強基礎(chǔ)研究要素投入，并根據(jù)企業(yè)創(chuàng)新層級選擇介入創(chuàng)新的合適方式。

4.4 不足與展望

本文存在有待改進之處。首先，選取專利發(fā)明人數(shù)據(jù)衡量高管介入企業(yè)創(chuàng)新相關(guān)指標，為了變量的可度量性，采用的變量衡量方法比較單一，未來研究可進一步采用專利摘要、專利說明書等文本信息對指標測度方法作進一步完善。其次，樣本覆蓋期較短，受制于經(jīng)費短缺，未能補充2020-2022年詳細專利數(shù)據(jù)，未來可擴大樣本數(shù)量，提高實證研究說服力。

參考文獻：

[1]蔡昉.中國經(jīng)濟增長如何轉(zhuǎn)向全要素生產(chǎn)率驅(qū)動型[J].中國社會科學，2013，34（1）：56-71.

[2]LUO F， CHEN F， YANG D， et al. Assessing the total factor productivity growth decomposition： the transformation of economic growth momentum and policy choice in China[J]. Environmental Science and Pollution Research， 2023， 30（12）： 34503-34517.

[3]HAMBRICK D C， MASON P A. Upper echelons： the organization as a reflection of its top managers[J]. Academy of Management Review， 1984， 9（2）： 193-206.

[4]李唐.企業(yè)家年齡效應與企業(yè)全要素生產(chǎn)率——來自2015年廣東制造業(yè)企業(yè)—員工匹配調(diào)查的經(jīng)驗證據(jù)[J].暨南學報（哲學社會科學版），2016，38（9）： 25-39.

[5]徐遠華.企業(yè)家精神、行業(yè)異質(zhì)性與中國工業(yè)的全要素生產(chǎn)率[J].南開管理評論，2019，22（5）：13-27.

[6]張勇，張春蕾.管理層短視對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響研究[J].管理學報，2023，20（10）：1555-1564.

[7]CROITORU A， SCHUMPETER J A. The theory of economic development： an inquiry into profits， capital， credit， interest and the business cycle[J]. Journal of Comparative Research in Anthropology and Sociology， 2012， 3（2）： 137-148.

[8]ACAR O A. Motivations and solution appropriateness in crowdsourcing challenges for innovation[J]. Research Policy， 2019， 48（8）： 103716.

[9]王養(yǎng)成，趙飛娟.基于3Q的四維度創(chuàng)新型科技人才素質(zhì)模型[J].科技進步與對策，2010，27（18）：149-153.

[10]BARNEY J B， FOSS N J， LYNGSIE J. The role of senior management in opportunity formation： direct involvement or reactive selection[J]. Strategic Management Journal， 2018， 39（5）： 1325-1349.

[11]BASON C， AUSTIN R D. The right way to lead design thinking[J]. Harvard Business Review， 2019， 97（2）： 82-91.

[12]FURR N， DYER J H. Leading your team into the unknown[J]. Harvard Business Review， 2014， 92（12）： 80-88.

[13]TEECE D J. Technological innovation and the theory of the firm： the role of enterprise-level knowledge， complementarities， and （dynamic） capabilities[M]//Handbook of the Economics of Innovation. North-Holland， 2010： 679-730.

[14]HUENTELER J， OSSENBRINK J， SCHMIDT T S， et al. How a product′s design hierarchy shapes the evolution of technological knowledge： evidence from patent-citation networks in wind power[J]. Research Policy， 2016， 45（6）： 1195-1217.

[15]MELERO E， PALOMERAS N. The renaissance man is not dead！ the role of generalists in teams of inventors[J]. Research Policy， 2015， 44（1）： 154-167.

[16]AZOULAY P， FONS-ROSEN C， ZIVIN J S G. Does science advance one funeral at a time[J]. American Economic Review， 2019， 109（8）： 2889-2920.

[17]DE JONG J P J， MARSILI O. The fruit flies of innovations： a taxonomy of innovative small firms[J]. Research Policy， 2006， 35（2）： 213-229.

[18]謝建國，張寧.技術(shù)差距、技術(shù)溢出與中國的技術(shù)進步：基于中美行業(yè)貿(mào)易數(shù)據(jù)的實證分析[J].世界經(jīng)濟研究，2020，36（1）：12-24.

[19]生延超，歐陽峣.基礎(chǔ)研究還是應用研究：后發(fā)大國創(chuàng)新方式及創(chuàng)新領(lǐng)域選擇[J].中國科技論壇，2017，33（10）：16-25.

[20]NELSON R R. The simple economics of basic scientific research[J]. Journal of Political Economy， 1959， 67（3）： 297-306.

[21]薛瀾，陳玲，王剛波，等.中美產(chǎn)業(yè)創(chuàng)新能力比較：基于對IC產(chǎn)業(yè)的專家調(diào)查[J].科研管理，2016，37（4）：1-8.

[22]宋敬，陳良華，葉濤.數(shù)字經(jīng)濟能夠提升企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量嗎——基于新熊彼特增長理論視角[J].科技進步與對策，2023，40（12）：1-11.

[23]羅佳，張蛟蛟，李科.數(shù)字技術(shù)創(chuàng)新如何驅(qū)動制造業(yè)企業(yè)全要素生產(chǎn)率——來自上市公司專利數(shù)據(jù)的證據(jù)[J].財經(jīng)研究，2023，49（2）：95-109，124.

[24]肖文，薛天航.勞動力成本上升、融資約束與企業(yè)全要素生產(chǎn)率變動[J].世界經(jīng)濟，2019，42（1）：76-94.

[25]曹洲濤，王甜，宋一曉.“令人生厭”的自戀型領(lǐng)導能促進員工創(chuàng)新行為嗎[J].武漢理工大學學報（社會科學版），2019，32（4）：86-93.

[26]邢紅萍，衛(wèi)平.中國戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新行為模式研究——基于全國七省市企業(yè)調(diào)查問卷[J].經(jīng)濟學家，2013，25（4）：56-65.

[27]LEVINSOHN J， PETRIN A. Estimating production functions using inputs to control for unobservables[J]. The Review of Economic Studies， 2003， 70（2）： 317-341.

[28]HAFEEZ K， ZHANG Y B， MALAK N. Determining key capabilities of a firm using analytic hierarchy process[J]. International Journal of Production Economics， 2002， 76（1）： 39-51.

[29]AGHION P， HOWITT P， MAYER-FOULKES D. The effect of financial development on convergence： theory and evidence[J]. The Quarterly Journal of Economics， 2005， 120（1）： 173-222.

[30]HARHOFF D， SCHERER F M， VOPEL K. Citations， family size， opposition and the value of patent rights[J]. Research Policy， 2003， 32（8）： 1343-1363.

[31]張杰，鄭文平.創(chuàng)新追趕戰(zhàn)略抑制了中國專利質(zhì)量么[J].經(jīng)濟研究，2018，53（5）：28-41.

[32]魯曉東，連玉君.中國工業(yè)企業(yè)全要素生產(chǎn)率估計：1999—2007[J].經(jīng)濟學（季刊），2012，11（2）：541-558.

[33]ARORA A， BELENZON S， SHEER L. Knowledge spillovers and corporate investment in scientific research[J]. American Economic Review， 2021， 111（3）： 871-898.

[34]吳非，胡慧芷，林慧妍，等.企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型與資本市場表現(xiàn)——來自股票流動性的經(jīng)驗證據(jù)[J].管理世界，2021，37（7）：130-144.

[35]萬勁波.基礎(chǔ)研究的內(nèi)涵、模式與高質(zhì)量發(fā)展路徑[J].人民論壇·學術(shù)前沿，2023，12（11）：86-95.

[36]PANDIT S， WASLEY C E， ZACH T. The effect of research and development （R&D） inputs and outputs on the relation between the uncertainty of future operating performance and R&D expenditures[J]. Journal of Accounting， Auditing & Finance， 2011， 26（1）： 121-144.

[37]ZHONG X， WAN H， RREN G. Can TMT vertical pay disparity promote firm innovation performance？ the moderating role of CEO power and board characteristics[J]. European Journal of Innovation Management， 2021， 25（4）： 1161-1182.

（責任編輯：萬賢賢）

Leading or Direct Participating？ The Impact of Executive? Involvement in Innovation on Corporate Total Factor Productivity

Lei Guoxiong，Yang Li

（School of Economics，Southwest University of Political Science & Law，Chongqing 401120，China）

Abstract：In corporate innovation matters， executives （or， more precisely， the executive team） have two functions： innovation management and innovation implementation. The former allocates innovation resources and the latter provides new knowledge for innovation. According to Schumpeter， the core function of entrepreneurs， or executives as they are called in modern times， is to innovate， rather than to implement business management， including innovation management， as traditionally thought. Unlike the individual innovation of the era of Henry Ford， Thomas Edison， and the Wright Brothers， modern innovation is much more complex and sophisticated， and team innovation has become the dominant mode of innovation in modern corporations. As a result， a very realistic question arises： as important or even core implementers of team innovation， how should corporate executives participate in the innovation activities of the corporations and effectively deal with the innovation collaboration with general R&D staff ？

Industry-leading innovative corporations implement both basic and applied innovations. In the ideal model， executives take on the more challenging basic innovations， which， under the current IP system， are mainly concepts， publications， academic papers， and so on. General technicians in the R&D department then combine these basic innovations with applied innovations to produce the final innovations， mainly expressed as patents. Executive innovations can be expressed individually and lead to innovations by ordinary R&D staff through new concepts， principles， architectures and other forms of knowledge. This transfer of basic innovation knowledge can be achieved through close interaction with general R&D personnel， without executives being directly involved in specific innovation activities. For corporations focusing on general innovation， executives not only need to take on the more challenging parts of knowledge-based innovation， but they also need to actively participate in corporate R&D in close cooperation with general R&D personnel in order to realize independent innovation outcomes， such as specific patents. In other words， the innovation activities of executives and general R&D staff are no longer separate. Executives should be directly involved in corporate innovation as core R&D members. In addition， although executives in general innovative corporations engage in knowledge innovation at a relatively high level in their R&D teams， their absolute level of innovation is not as high compared to that of leading innovative corporations. As a result， executives have sufficient time and energy to engage in a variety of innovation activities that incorporate executives' innovation knowledge. In summary， when the corporate innovation level is high， executives' participation in innovation can effectively contribute to the improvement of productivity by indirectly acting as a knowledge leader. However， when the innovation level is less than ideal， executives should be directly involved in R&D， which is more conducive to the improvement of production efficiency.

In accordance with the above theoretical analysis， this study investigates the issue of appropriate ways for executives to participate in corporate innovation following the theory of combinatorial innovation and knowledge matching， and it draws three conclusions through the data of innovation activities of Chinese manufacturing listed companies from 2007 to 2019. First， innovative corporations generally combine the basic and applied basic innovations overflowed from the society with the applied R&D that the corporations focus on to form innovative results， and executives should be directly involved in project R&D as the backbone of innovation. Industry-leading innovative corporations independently implement applied basic and fundamental innovations， and executives should lead general R&D personnel to implement innovations relatively independently with knowledge innovation at the principle level. Second， in leading innovative corporations， executives' emphasis on basic research on principle-level knowledge can bring productivity gains， while this effect does not apply to general innovative corporations. Third， the impact of innovation activities on corporations productivity is crucial， and the greater the importance of innovation in corporate development， the higher the demand for executives to participate in innovation in an appropriate way. Therefore， executives should choose the appropriate way to participate in corporate innovation according to the level at which the corporations are positioned， so as to allow executives time and energy? to efficiently carry out innovation activities that fall under their leadership.

Key Words：Executive Involvement in Innovation; Corporate Innovation; Leading Innovation; Direct Participating; Corporate Total Factor Productivity