管理層能力、信息環境與企業創新

沈 偉，朱音楠

（安徽電子信息職業技術學院，安徽 蚌埠233000）

一、引言

創新作為經濟增長的關鍵因素，不僅可以改進生產方式，提高生產效率，而且可以發展新技術，生產新產品，從而推動經濟的持續增長。而企業作為微觀經濟主體，在國家創新發展戰略中發揮著重要作用，雖然近年來企業研發投入不斷增加，但企業整體創新能力仍然較弱。因此，如何提高企業的創新能力和創新水平，推動國家創新驅動發展戰略的順利進行，對于促進我國經濟保持持續、健康快速發展至關重要。

管理者作為企業最重要的參與者，對企業日常經營及重大決策的制定起著決定作用，而企業創新作為一項有助于提升企業競爭力和價值的活動，其順利進行會在很大程度上受到公司管理層的影響。Hambrick等（1984）提出的“高層梯隊理論”認為，創新戰略會受到公司管理者的有限理性和認知模式的制約[1]；管理者的能力與企業創新顯著正相關，管理者能力越強，越能促進企業創新產出[2]；我國學者唐清泉和甄麗明（2009）以我國上市公司為考察對象，也得出類似的結論[3]；有研究認為公司的創新決策會受到公司管理層某些個人背景特征的影響，企業管理者過度自信行為能夠通過抑制管理者偏好，使企業擁有更高的技術創新水平[4]。從管理者激勵角度研究管理者對企業創新的影響，陳華東（2016）以管理者任期為研究對象，研究發現管理者股權激勵對企業創新具有顯著的促進作用[5]。已有研究主要是從管理者的某些背景特征、管理者過度自信以及管理者激勵等角度，研究了管理者與企業創新層面的關系，鮮有文獻從管理者能力這個角度來考察管理者與企業創新關系。那么，管理者能力的高低是否會對企業創新產生影響？在我國特殊的制度環境下，企業面臨的內外部信息環境各不相同，而管理者能力在不同信息環境下對企業創新的影響是否會產生不同的表現呢？

為了回答上述問題，本文選取2010—2018年我國A股上市公司為對象，考察管理層能力對企業創新的影響，并進一步考察公司的內外部信息環境對二者之間關系的影響。

二、理論分析與研究假設

（一）管理層能力與企業創新

管理層作為企業寶貴的人力資源，對企業的日?；顒雍屯顿Y決策有著重要的影響。創新是企業降低成本和保持競爭優勢的主要驅動力，企業創新活動的開展自然離不開管理層的影響。企業的創新活動可以大致分為創新投入、創新實現等四個階段。在企業創新投入階段之前，能力強的管理層相較于能力弱的管理層，有著更高的學習和信息整合能力，從而善于抓住創新機會，提出各種創新方案和構思，這是企業開展創新活動的前提。在企業進入創新投入階段，由于企業內外部信息不對稱，融資約束難度增加，資金流受限，導致企業沒有足夠的資金支持企業創新活動。張璇等（2017）研究發現融資約束能夠顯著地抑制企業的研發參與和研發投資密度，管理層能力可以在一定程度上緩解企業內外部間的信息不對稱，使企業可以為進行創新活動融得更多的資源[6]。Baik等（2011）研究發現，CEO能力與管理層盈利預測之間正相關，說明管理層能力越高，信息不對稱程度越低。此外，管理層能力可以作為一種信號傳遞，增加公司信息透明度。因此，管理層能力越高，企業越容易籌到創新所需要的資源，并且能力高的管理層越能實現企業創新資源的整合，進而促進企業創新活動的順利進行[7]。在企業創新實現階段，能力強的管理層往往有著出色的組織協調能力和團隊管理能力，管理者能夠實現企業內部研發、生產等部門的有效協作，推動技術和市場需求的有機結合，顯著增強企業創新戰略柔性[8]?；谏鲜龇治?，提出假設1。

H1：其他條件一定的情況下，管理層能力與企業創新之間的關系顯著正相關，即管理層能力越強，企業創新產出越多。

（二）管理層能力、信息環境與企業創新

創新活動的開展需要企業投入大量的資源，如資金、人才、設備等，然而，由于現代企業存在著較為嚴重的代理問題，使得企業內、外部之間存在著信息不對稱問題，導致企業面臨融資成本高、融資難等難題。企業進行創新需要投入大量的資源，這就會造成企業因融資困難而引起創新投入不足[6]。因此，如何提高信息質量，緩解企業內外部信息不對稱程度，這是企業需要考慮的重中之重。而盈余質量作為衡量企業內部信息質量的一個重要指標，可以為管理層在作出決策時提供有用的財務與非財務方面的信息，因此，盈余質量越好的企業，其內部信息環境也越好。基于此，本文用盈余質量來衡量企業內部信息環境。當盈余質量越高時，即內部信息環境越好時，意味著企業信息質量越好，信息不對稱程度較低，大大降低了公司面臨的融資約束，企業可以更容易地籌集到所需資金[9]，此時，能力強的管理層在緩解信息不對稱問題的作用上，并不是那么明顯；當內部信息環境較差時，企業與外部投資者之間的信息不對稱程度加深，出于風險的考慮，外部投資者可能會要求更高的回報或者減少對企業的相關投資，此時企業無法獲取進行創新活動所需的各種資源。而能力強的管理層本身具有信號傳遞的功能，不僅可以向外界傳遞出企業經營能力強的信號，增加了外部投資者的信心，而且還可以在一定程度上緩解信息不對稱，提高信息質量。這就降低了企業面臨融資約束的可能性，從而使得企業更容易地籌集到創新投入所需的資源，進而促進企業創新活動的順利開展。基于此，相較于內部信息環境較好時，管理層能力與企業創新之間的關系在內部信息環境較差時更加明顯。基于以上分析，提出假設2。

H2：其他條件一定的情況下，企業內部信息環境較差時，管理層能力與企業創新間的正相關關系越顯著。

由于企業創新活動具有專業性強和不確定性大等特征，可能會加劇企業信息不對稱程度，加大融資約束問題，造成企業籌集資金難度，這可能導致企業有時因缺少創新投入資金而不得不放棄創新投資。此外，在創新活動過程中，由于管理層擁有較大的自主權，容易產生代理問題，因此，需要一種有效的機制來解決上述問題。分析師作為一種信息中介和有效的外部治理機制，在一定程度上能夠改善企業的外部信息環境。Beyer等（2010）研究發現分析師跟蹤人數和外部信息環境息息相關，分析師跟蹤人數越多的上市公司，外部信息環境越好，提供的外部信息越豐富[10]。分析師擁有綜合的專業知識和超強的信息整合處理能力，通過對企業的持續關注，可以減少企業的盈余管理，發揮一定的監督作用。余明桂等（2017）以分析師的關注度與企業創新為研究對象，研究發現分析師的關注度與企業創新顯著正相關，即分析師對企業的關注度越高，企業的創新產出越多[11]。因此，本文以分析師跟蹤人數來衡量企業外部信息環境，當管理層面臨的外部信息環境良好時，即外部分析師跟蹤人數較多時，一方面分析師團體擁有扎實的專業知識和信息整合處理能力，一定程度上減輕了企業外部信息不對稱，削弱了管理層能力促進信息質量的提升作用；另一方面隨著分析師跟蹤人數的增多，對管理層形成一定的監督作用，而企業創新活動具有很大的不確定性，失敗的風險很大，能力強的管理層為了維護已有的聲譽，不會盲目地進行創新活動。因此，當外部分析師人數較多時，能力強的管理層在企業創新方面的作用并不明顯。相反，當分析師跟蹤人數較少時，能力越強的管理層越能夠提高信息的質量，并且能力強的管理層本身具有信號傳遞的功能，從而可以緩解企業與外部的信息不對稱，進而使企業更容易籌集到創新投入所需的資金。據此，提出假設3。

H3：其他條件一定的情況下，企業外部信息環境較差時，管理層能力與企業創新之間的正相關關系越顯著。

三、研究設計

（一）樣本選取與樣本來源

本文以2010—2018年我國A 股上市公司作為研究對象，選擇2010年作為起始年主要是考慮金融危機給企業創新活動帶來的沖擊。剔除ST、PT和數據缺失的樣本，最終得到了9 501個觀測值。本文涉及的財務數據主要來自于國泰安數據庫和萬德數據庫。為了消除極端值對分析結果的影響，對所有連續變量進行了1%縮尾（Winsorize）處理。

（二）變量定義

1.被解釋變量

被解釋變量為企業創新，已有研究廣泛采用創新投入和創新產出來衡量企業的創新活動，如余明桂等（2017）用專利數量、發明專利等來衡量企業創新[11]。但是，由于在我國專利的申請時間相對較長，當期申請上的專利可能是前期的成果，再加上出于數據的可得性，因此選取創新投入（R&D）來衡量企業創新。

2.解釋變量

（1）管理層能力：解釋變量為管理層能力，其可以揭示出管理層有效地利用企業各種資源的能力。采用數據包絡分析（DEA）的方法，從企業效率中分離出受管理層影響的部分，即為管理層能力。具體步驟如下：

第一，選擇投入導向的多階段變動規模DEA模型計算企業的效率（Efficiency）。本文用營業收入（Sale）度量企業產出，營業成本（Cg）、銷售和管理費用（Sg&A）、固定資產（PPE）、無形資產（Oi）、商譽（Goodwill）和研發支出（R&D）來衡量企業產出：

第二，計算管理層能力。運用Tobit回歸模型測算管理層能力指標（MAC），選擇公司規模（Size）、自由現金流（FCF）、市場份額（Marsh）、業務復雜性（BHHI）、上市年限（Age）等五個因素，模型回歸得到的殘差即為管理層能力（MA）：

（2）外部信息環境（WI）：用分析師跟蹤人數的自然對數來表示，并依據行業年度中位數分組，若分析師跟蹤人數大于行業年度中位數，表示外部信息環境較好，則WI取值為1，否則為0。

（3）內部信息環境（NI）：采用修正的Jones模型估計的操縱性應計盈余來表示，并依據行業年度的均值分組，若其小于行業年度均值，表示內部信息環境較好，則NI取值為1，否則為0。

3.控制變量

由于企業創新活動會受到不同因素的影響，因此選取企業規模（Size）、資產負債率（Lev）、資產報酬率（Roa）、營業收入增長率（Grth）、固定資產占比（GD）、現金持有水平（CH）以及兩職兼任（Dual）和董事會規模（Bord）等指標作為控制變量。其中，Size取資產總額的自然對數；Lev=負債總額/資產總額；Roa=凈利潤/平均總資產；Grth=本年增加的營業收入/上年營業收入；GD=固定資產/總資產；CH=貨幣資金/總資產；Dual，當總經理與董事長兩職為同一人取1，否則為0；Bord取董事會人數的自然對數。

（三）模型構建

構建如下模型來檢驗上述提出的三個假設，分別考察管理層能力對企業創新的影響以及內、外部信息環境是否會對兩者之間關系產生影響。

模型（3）用來檢驗假設1，根據前面的理論分析，系數β1預期顯著為正；模型（4）和模型（5）分別用來檢驗假設2和假設3，分別對內、外部信息環境進行分組，并預期在內部信息環境較差組系數δ1和外部信息環境較差組系數γ1顯著為正。

四、實證結果與分析

（一）描述性統計

表1 變量描述性統計

表1報告了主要變量的描述性統計結果。其中，樣本企業的創新投入（R&D）的均值為11.1751，最小值和最大值分別為0和20.7473，標準差為8.4810，說明樣本企業在創新投入方面存在較為明顯的差異；管理層能力（MAC）的平均值為-0.0269，標準差為0.1637，最小值和最大值分別為-0.7011 和0.1941，表明不同企業之間的管理層能力水平存在差異；至于信息環境，外部信息環境的均值為2.0447，最小值與最大值分別為0.6930和3.7607，兩者相差較大，說明樣本企業面臨的外部信息環境存在明顯的差異；而內部信息環境均值為0.0364，標準差為0.0927，最小值與最大值存在較為明顯的差異，這表明樣本企業存在不同程度的操控盈余行為，并且差異較為明顯。在控制變量方面，固定資產占比（GD）均值為0.2277，標準差為0.1636，而最小值與最大值相比，具有一定的差距，說明樣本企業在固定資產方面存在一定的差別。其他變量結果詳見表1。

（二）相關系數分析

表2 報告了主要變量的Spearman 和Pearson 相關系數。其中，管理層能力和企業創新的Spearman 和Pearson相關系數分別為0.1223和0.1160，且均在1%水平上顯著，說明管理層能力與企業創新之間的關系顯著正相關，符合假設1的預期，即在其他條件不變的情況下，管理層能力能夠提升企業創新。外部信息環境在總樣本中與企業創新呈現正相關，而內部信息環境與企業創新的關系并不顯著，在控制變量中，各個變量與企業創新的關系也基本符合預期。

（三）實證結果與分析

表3報告了假設1的回歸結果。與第（1）列相比，第（2）列對行業與年度進行了控制，回歸結果顯示，在沒有加入任何控制變量的情況下，MAC和R&D的回歸系數為6.0308，并且在1%的水平上顯著正相關；當加入年度和行業控制變量后，MAC和R&D在10%的水平上同樣顯著正相關。第（3）列列示了除控制年度和行業外，還控制了其他相關控制變量后，MAC和R&D的回歸系數為1.1724，并且在1%的水平上顯著正相關?；貧w結果表明不論是否控制變量，管理層能力與企業創新產出顯著正相關，從而假設1得到了驗證。管理層能力是企業擁有的重要資源，能力強的管理層，不僅具備更高的學習和信息整合能力，善于抓住企業進行創新的機會，提出各種創新方案的構思，而且可以改善企業信息環境，增加信息透明度，緩解融資約束困難，使企業可以獲取更多的創新活動機會。同時，管理層能力還具有信息傳遞的作用，說明企業經營能力比較好，可以進一步增強外部投資者的信心，從而使企業獲得更多的創新投入資源。

表2 相關系數分析結果

表3 管理層能力與企業創新回歸結果

表4列示了管理層能力、信息環境與企業創新之間的回歸結果，其中，第（1）（2）列分別列示了在內部信息環境差和內部信息環境好時管理層能力與企業創新的回歸結果。在內部信息環境差組，MAC和R&D的回歸系數為1.5712，并且在5%的水平上顯著正相關；而在內部信息環境較好組，MAC和R&D的回歸系數為0.7087，但并不顯著。這表明對于內部信息環境較差的企業，能力越強的管理層將越能促進企業創新投入水平的提高。這是因為當企業內部信息環境較差時，企業與外部投資者之間的信息不對稱程度加劇，外部投資者可能會要求更高的回報率或者減少對企業的相關投資，此時企業無法提供進行創新活動所需的各種資源。而能力強的管理層不僅可以向外界傳遞出企業經營能力強的信號，增加了投資者的信心，而且可以在一定程度上緩解信息不對稱，提高信息質量，增加企業創新活動。因此，假設2也得到了驗證。第（3）（4）列分別列示了外部信息環境較差時和外部信息環境較好時，管理層能力與企業創新的回歸結果。在外部信息環境較差組，MAC和R&D的回歸系數為1.5546，并且在5%的水平上顯著正相關；在外部信息環境較好組，MAC和R&D的回歸系數為1.0979，小于信息環境較差時的回歸系數。此外，在外部環境較差組，WI和R&D的回歸系數為0.7203，并且在1%的水平上顯著正相關；而在較好組，WI和R&D的回歸系數為0.1404，但兩者之間的關系并不顯著。這表明外部信息環境較差時，即分析師跟蹤人數較少時，信息不對稱程度越強，管理層能力在一定程度上能緩解企業與外部的信息不對稱，提高信息質量的作用上越明顯，進而使得企業容易籌集到創新投入所需資金。而當分析師跟蹤人數較多時，可以降低企業內外部信息不對稱程度，提升了企業信息透明度，使得能力強的管理層在提高信息質量方面作用并不那么明顯。此外，隨著分析師人數的增多，分析師團體之間的競爭會加大，對管理層形成一定的監督作用，由于企業創新活動具有很大的不確定性，出于維護已有聲譽的考慮，能力強的管理層不會盲目地進行創新活動，以免導致失敗。因此，當外部分析師人數較多時，能力強的管理層在企業創新方面的作用并不明顯，假設3也得到驗證。

表4 管理層能力、信息環境與企業創新

（四）穩健性檢驗

在前面的實證研究中采用R&D投入來衡量企業創新，為了進一步提高上述檢驗結果的穩健性，在此借鑒陳華東（2016）的做法，使用企業研發投入占營業收入總額之比來衡量企業創新投入水平[5]，并以此對本文的假設進行檢驗，得到的穩健性檢驗結果與前文的回歸結果基本一致，進一步證實研究結論比較真實可靠，具體回歸結果如表5所示。

表5 穩健性檢驗

五、結論與啟示

以2010—2018年我國A股上市公司為研究對象，探究管理層能力與企業創新之間的關系以及公司的內外部信息環境對二者之間關系的影響。研究發現，管理層能力與企業創新之間的關系顯著正相關，即能力越強的管理層，企業的創新產出越高。進一步研究發現，在不同內部、外部信息環境下，管理層能力對企業創新產出的作用會產生不同的表現，在內部信息環境較好時，管理層能力與企業創新產出之間的關系并不顯著，而在內部信息環境較差時，管理層能力與企業創新產出之間的關系顯著正相關，即當內部信息環境較差時，能力強的管理層能夠緩解信息不對稱問題，進而促進企業創新產出水平的提高。此外，當外部信息環境較差時，管理層能力改善了創新活動的融資約束，進而促進了企業創新，此時管理層能力與企業創新之間的關系顯著正相關；而當外部信息環境較好時，管理層能力對企業創新的影響并不顯著。

管理層能力可以在一定程度上緩解信息不對稱，增加信息透明度，并能緩解企業融資約束問題，帶來充足的資金流，進而促進企業創新活動的順利開展。因此，企業應該建立公正、合理、有效的管理層聘任制度和培養機制，重視管理層能力建設，不斷提升管理層管理水平，選擇適合企業發展的管理人員。同時，可以組織管理人員定期參加培訓學習，掌握先進的管理水平，不斷提高他們的綜合能力，更好地為企業服務。