組織資本、 環境不確定性與企業創新績效
——基于企業與地區異質性的視角

蔡雪玲， 楊 瑚

（1. 蘭州財經大學 統計學院， 甘肅 蘭州 730020； 2. 河西學院 經濟管理學院， 甘肅 張掖 734000）

0 引言

知識經濟時代的快速發展導致企業盈利模式發生改變， 企業價值創造的動力不再僅限于有形資產， 而是需要考察無形信息與知識， 從知識的角度創造企業價值， 即組織資本。 組織資本是企業所擁有的內部知識與信息的有機結合， 具有不可復制性， 是創造企業價值的隱性資產， 其價值在于聚合企業知識資源并促進戰略目標的實現， 對當代企業提升核心競爭力具有重要作用。 然而， 在當下創建 “雙循環” 新發展格局下， 企業如何利用組織資本提振自身創新活力， 進一步擴大內需， 釋放經濟發展新動能？ 在新發展格局下環境的不確定性是否會影響企業的創新能力？ 是否會影響組織資本與企業主體創新能力之間的關系？ 企業又將如何應對？ 這一系列問題均成為新發展格局下我國企業如何提升創新能力亟須探討的話題。

組織資本作為企業的隱性資產受到國內外學者的關注， 學術界有較多研究成果。 國外研究視角廣泛，主要聚焦于組織資本與績效的關系探討［1-2］， 運營效率［3］、 避稅水平［4］、 生命周期［5］等也是國外學者涉及的研究范圍， 且考慮了變革清晰度、 內部治理水平等因素對組織資本與績效的關系影響； 而國內關于組織資本的研究正處于初始探索期， 研究視角單一， 研究步伐緩慢， 已有學術成果多集中于組織資本的內在形成機理與內涵界定［6］， 且部分學者基于不同學科角度對組織資本的內涵界定呈現出不同的觀點， 加之， 最初的研究理論多聚焦于社會層面， 近幾年學者才將研究視角轉為企業層面， 出現了組織資本對企業績效［8］、并購績效［9］和創新績效［10］的影響研究， 然而， 對于組織資本與創新績效的研究也僅僅止步于二者的關系探討， 多以規范研究為主， 大樣本實證研究較少， 且鮮有學者深入研究組織資本與創新績效的作用機制和影響路徑。 綜合已有研究成果， 本文引入環境因素探究其對組織資本與創新績效的作用路徑具有一定的理論價值與現實意義。

鑒于此， 選取2012—2019 年我國A 股上市企業，研究組織資本對企業創新績效的影響關系以及二者的作用機制。 文章的貢獻主要表現在三個方面： 第一，豐富了組織資本與創新績效方面的相關理論研究， 為我國企業提升自身創新能力提供有益借鑒。 第二， 為下一步深入探討組織資本與企業績效的作用機理與路徑提供新思路， 組織資本提升企業創新績效已成為學術界的一致觀點， 但二者的作用機制尚未有學者涉及，考慮組織資本提升企業創新能力時的外部條件， 有助于揭示組織資本對創新績效的影響路徑。 最后， 多角度驗證組織資本與企業創新績效的關系， 考慮上市企業與其所在地區的異質性， 對研究樣本進行分組回歸，研究不同特征下的企業組織資本與創新績效之間的關系， 研究結果對新發展格局下激發上市企業創新活力具有一定借鑒意義。

1 文獻回顧與研究假設

1.1 組織資本的內涵

組織資本概念的界定呈現多樣化與復雜性。 現有文獻主要從管理學、 信息經濟學、 社會學角度對其界定。 管理學視角下的組織資本更多地被定義為整合機制， 是技術、 過程與設計的結合體， 體現了企業的能力與競爭優勢， 保證企業在既定資源中獲取更多的收益［1-2］； Nonkak 和 Konno［3］則更好地詮釋了組織資本在企業中的管理作用， 認為其有利于整合信息， 配置資源， 繼而提高整體效率［7，11］； 趙順龍［6］則指出組織資本形成于企業經營與管理活動中， 有利于將組織成員的知識與技能轉變為組織專有的資源。 就信息經濟學角度而言， 組織資本代表企業所擁有的各種信息［12］， 也可將其看作涵蓋員工個人與工作任務信息的集合。 基于社會學角度考慮的組織資本更加注重制度結構， 將其視為權利資本的象征。 綜合而言， 雖然學術界對組織資本的定義尚未達成一致意見， 但大部分學者將其視為： 在一定環境中組織擁有的知識與信息，所形成的能夠為企業創造價值的資本［9］。

1.2 組織資本與企業創新績效

由于學者對組織資本概念界定不一， 現有文獻主要體現為不同內涵下的組織資本與創新績效的關系，但研究結果較為一致， 均表明組織資本能夠正向影響企業創新績效。 第一， 組織資本為創新活動提供關鍵資源。 組織資本作為企業的隱性資產， 通過對信息與知識等各項投入的整合與利用， 提高勞動者專業能力與知識技能， 構建個體與群體協調溝通機制， 降低內部協調成本， 提高企業組織能力［13］， 吸收外部知識進入組織內部形成新的知識， 為企業開展創新活動提供關鍵資源， 繼而提高創新績效［14］； 第二， 組織資本作為員工知識結構的體現促進創新績效。 員工作為企業開展創新活動的關鍵要素， 其所具備的知識經驗與技術能力形成了企業內部的組織資本［15］， 在知識循環過程中， 企業流程管理、 創新方式均與已有的知識結構形成密切聯系， 這對企業創新具有重要作用， 企業創新往往需要升級現有流程或開發新產品和新服務， 員工知識經驗與技術能力越強， 形成的組織資本越多，越容易適應企業創新帶來的變化， 轉變原有觀念， 提升自身技能， 這對提升創新績效極為關鍵； 第三， 組織資本促進生產流程的優化。 部分學者認為組織資本包括創新資本和流程資本兩個內在維度［16］， 流程資本旨在維持企業有序的內部運營而投入的資本， 強調通過企業員工知識的投入與累積所形成的效率最高的生產流程與管理方式［17］， 是企業流程鏈不斷改造升級的結果； 而創新資本是企業在開發或更新產品和服務時為創新活動而投入的資本， 強調創新專利等無形資產的形成， 技術創新使企業獲得新知識與關鍵能力成為可能［18］， 而獲得的新知識和核心能力有助于改善現有生產流程， 減少資源冗余， 提升創新能力。 可見， 組織資本越高， 企業創新能力越強， 創新績效也就越高。基于此， 提出假設：

假設H1： 組織資本對企業創新績效具有正向促進作用。

1.3 環境不確定性的調節效應

現代企業與外部環境的聯系愈加緊密， 變化多端的市場環境往往會影響企業經濟活動， 當下正處于“雙循環” 發展新格局， 企業無疑會受到諸多無法預計的不確定性風險的影響， 成為實務界的熱議話題。然而， 學術界對環境不確定性與創新績效的結論不盡一致， 主要表現為環境不確定性對企業投資決策的影響， 可能表現為過度投資， 也可能是投資不足［19］。 一方面， 高度不確定性的環境成為管理層謀取私利的便捷場所， 使管理者更傾向于將投資失誤所造成的損失歸咎于外部環境的不確定性， 易造成過度投資的現象；另一方面， 環境的不確定性對管理層的評價增加了一定難度， 迫使管理層放棄高風險的項目， 減少投資動機［20］。 王凱和武立東［21］以企業集團為切入點， 檢驗了環境不確定性與企業研發投入呈正向影響關系。 本文認為， 環境不確定性有利于企業開展創新活動， 當外部環境較為穩定時， 企業提升創新能力的意識不高，導致企業間的信息交流減少， 不愿意為維持與利益相關者的關系而付出高額成本， 而是更傾向于以較低成本從原有市場獲取創新資源［22］。 反之， 外部環境具有較高不確定性時， 企業外部創新資源難以獲取， 加之，內部原有資源對企業創新的作用可能已不適用高度不確定性的發展環境［23］； 同時， 市場需求在高度不確定性的環境下變化多樣， 產品研發周期縮短［24］， 迫使企業加強與利益相關者的聯系， 建立良好的關系網絡以獲取市場、 技術與知識等創新資本， 促進企業創新績效的提升。 在不確定的環境中， 企業面對無法預測的因素迫使其提升自身技術與更新生產流程， 進而說明變幻多端的環境豐富了創新知識［25］， 即： 在不確定性較高的環境中， 企業對知識、 信息與員工的投入越多越有利于企業創新知識的積累， 創新績效也就越高。基于此， 提出假設H2：

假設2： 環境不確定性正向調節組織資本與企業創新績效之間的關系。

2 研究設計

2.1 樣本選取與數據來源

基于數據的可獲得性， 同時為保證研究結論的準確性， 盡可能增加研究樣本容量， 以2012—2019 年度我國A 股上市企業作為研究樣本， 并對樣本進行如下篩選與處理： （1） 剔除金融保險類企業； （2） 剔除“ST” “PT” 企業； （3） 剔除關鍵變量數據異常與缺失的企業； （4） 對所有連續變量進行上下1%的縮尾處理。 最終獲得14 044 條有效企業-年度數據。 財務數據均來自國泰安數據庫， 采用 Stata15 分析軟件完成。

2.2 變量定義

（1） 被解釋變量。 通過梳理已有文獻， 創新績效呈現出兩種度量方式， 其一是采用企業研發新產品的價值或銷售額， 其二從產出角度出發利用專利申請數量衡量， 由于企業研發活動具有高風險和周期長等特征， 專利活動能夠體現企業創新投入的有效性， 被廣泛用于度量企業創新績效［26］。 因此， 本文以專利申請數量衡量企業創新績效， 同時， 借鑒學者 Hall 和Harhoff［27］、 黎文靖和鄭曼妮［28］的做法將企業專利申請分為發明專利申請和非發明專利申請， 非發明專利申請包括實用新型和外觀設計， 兩種分類代表企業不同目的的研發活動， 前者是為推動企業技術進步和獲取核心競爭力的 “高質量” 創新行為， 后者則是為滿足監管、 迎合利益相關者而追求 “速度” 的策略創新［29］。 因此， 本文以專利申請總數衡量企業創新數量， 以發明專利數量衡量創新質量， 兩者綜合為企業創新績效。 回歸時分別對專利申請總數Patent、 發明專利申請總數PatentIno、 非發明專利申請總數PatentUd加1 取自然對數。

（2） 解釋變量。 學術界對組織資本的度量方式不一， 部分學者通過間接形式計量組織資本［30-31］； 還有學者認為組織資本體現了產出效率， 可利用財務數據度量。 基于本文研究內容， 借鑒學者 Eisfeldt 和Papanikolaou［2］的做法， 通過永續盤存法求得組織資本OC的數值， 計算步驟如下：

其中，OC0是企業初始年份的組織資本；SG＆A1是初始年下一年企業的銷售費用與管理費用之和；g為企業銷售費用和管理費用的實際平均增長率， 利用程冕等［9］的研究， 取值 19.84%；δ0為組織資本的折現率，根據美國經濟分析局對研發費用的折舊率估計值取參考值15%。

式 （2） 中，OCi，t是企業i第t年的組織資本；OCi，t-1是企業i在第t-1 年的組織資本；CPIt是當年居民消費價格指數。 為消除企業規模對組織資本的影響， 采取組織資本與總資產的比值衡量企業組織資本， 本文后續所提到的組織資本為相對組織資本， 統稱為組織資本。

（3） 調節變量。 環境不確定性的度量較為復雜，本文借鑒學者 Ghosh 和 Olsen［32］、 高歌［33］的做法， 通過對研究期間各企業的營業收入與年度變量進行最小二乘法進行回歸估計， 模型如下：

其中，sale為各企業營業收入；date為年度變量， 由于本文所選取樣本期間為2012—2019 年， 因此， 營業收入所屬時間為2019 年時，date取值為8， 營業收入所屬時間為2018 年時， 取值為7， 以此類推， 當營業收入所屬時間為2012 年時，date取值為1。 計算模型（3） 回歸后得到的殘差項的標準差， 用其除以對應行業的殘差項的標準差的中位數作為企業當年度環境不確定性程度， 數值越大說明企業當年面臨的環境不確定性越高。

（4） 控制變量。 本文借鑒相關文獻， 增加了企業規模、 資產負債率、 收入增長率、 資產收益率、 總資產周轉率、 產權性質和股權集中度等可能影響企業創新績效的控制變量， 文章所用到的變量定義和度量說明詳見表1。

表1 變量定義

2.3 模型設計

采用多元回歸法對本文提出的假設1 和2 分別構建模型 （4） 和 （5）， 為控制行業與年份對回歸產生干擾， 在模型中對行業與年份采用固定效應。 構建模型如下：

其中，i為第i家企業，t為年份，Controls為控制變量總稱，LnPatent代表企業創新績效，β0為截距項，βi為回歸系數，εi，t為殘差項。

3 實證分析

3.1 描述性統計

根據表2， 企業專利申請數量Patent的均值為38.321， 標準差為281.085， 表示企業間專利申請差異較大， 創新能力不一。 發明專利數量PatentIno與非發明專利數量PatentUd的均值分別為19.448 和18.874，標準差均較大； 組織資本的均值為1.570， 最大值與最小值之間的差額為16.317， 標準差為1.436， 說明樣本中不同企業之間組織資本的差別較大， 其余為控制變量。 由此可見樣本具有較大異質性。

表2 描述性統計

3.2 相關性分析

對主要變量進行相關性分析 （表3）， 可見組織資本與專利申請、 發明專利申請與非發明專利申請的相關系數分別為 0.072、 0.047、 0.058， 且均在 1%水平上顯著正相關， 表明組織資本與企業創新績效的關系為正相關關系， 初步驗證假設H1， 控制變量間的相關系數均小于0.4， 不存在多重共線性問題。

表3 主要變量相關性分析

3.3 均值檢驗

以創新績效為檢驗變量， 根據組織資本的中位數為分割點， 將其分成組織資本較大組和組織資本較小組， 進行獨立樣本t檢驗。 表4 報告均值檢驗結果，在1%水平上， 組織資本較大組的創新績效與組織資本較小的創新績效存在顯著差異， 組織資本越大， 企業創新績效越高， 初步接受假設1。

表4 獨立樣本t 檢驗

3.4 回歸分析

為組織資本對創新績效的影響， 對全樣本組織資本與創新績效進行回歸， 結果詳見表5。 組織資本與三項 企 業 創 新 績 效 指 標 （LnPatent、LnPatentIno、LnPatentUd） 的系數分別為 0.095、 0.085、 0.059， 且均在1%水平上通過顯著性檢驗， 組織資本越高， 企業越可以通過轉化知識與信息， 更新產品與升級服務，開發新的生產工藝， 進一步提高企業創新能力， 發明專利與非發明專利申請總數也就越多， 繼而提升創新績效， 假設1 得到驗證。 控制變量與創新績效的關系與楊金坤［29］的結論幾乎一致。

表5 組織資本與創新績效的回歸結果

為檢驗假設H2， 對自變量與交互項分別去中心化， 并按照階層調節回歸分析的方法， 首先加入組織資本和環境不確定性， 檢驗二者共同對企業創新績效的影響； 其次將組織資本、 環境不確定性與交互項加入回歸方程， 檢驗交互項對企業創新績效的影響。 如果交互項系數顯著， 且可調整R2顯著， 則環境不確定性的調節作用成立。 表6 報告了環境不確定性對組織資本與財務績效的調節效應回歸結果。Oc×Eu的系數分別為 0.287、 0.168 和 0.377， 且均在 1%水平上顯著， 可調整R2均較前一層次回歸有所增大， 說明環境不確定性正向調節組織資本對創新績效的關系， 即：在不確定性較高的環境中， 企業需面臨持續加大的外部資源的獲取難度以及逐漸降低的內部原有資本的作用雙重壓力， 促使企業加大對知識、 信息與員工的投入與積累， 建立良好的關系網絡， 提升創新績效， 假設H2 得到驗證。

表6 環境不確定性對組織資本與創新績效的調節效應

3.5 穩健性檢驗

為避免變量間的內生性問題， 并確保研究結論的可靠性， 本文采用如下穩健性檢驗：

變換模型估計方法。 由于專利申請數量為非負整數， 采用面板數據非線性計數模型可能更具有較好的效果， 因此， 借鑒楊金坤［29］的做法， 將回歸模型替換為泊松分布模型， 重新對模型 （4） 和模型 （5） 進行回歸， 回歸系數均通過顯著性檢驗， 與前文回歸結論一致。

更換創新績效度量方法。 從企業創新數量與創新質量兩方面綜合衡量創新績效， 在穩健性檢驗中借鑒余泳澤和劉大勇［34］的方法， 考慮創新程度、 技術貢獻與經濟價值方面的差異， 分別對發明專利、 實用型專利與外觀設計型專利賦予 0.5、 0.3、 0.2 的權重， 加權求和后取自然對數衡量企業創新績效 （Lnpatent_Y）。回歸結果與前文回歸結果一致。

分樣本檢驗。 將研究期間分為2012—2014 年度和2015—2019 年度子樣本進行回歸， 回歸結果仍與前文回歸結果一致， 子樣本中組織資本與創新績效的回歸系數分別為0.090 和0.103， 環境不確定性與組織資本的交互項系數分別為0.406、 0.265， 且均通過顯著性水平檢驗， 再次驗證前文回歸結果。 限于篇幅， 此處不予贅述全部回歸結果。

4 進一步分析

4.1 企業異質性分析

為進一步探究不同性質下組織資本對創新績效的影響， 選取產權性質、 規模和成長性衡量企業不同特征， 企業規模與成長性分別根據企業資產中位數與營業收入增長率中位數對樣本進行分組回歸， 表7 報告了企業異質性分析結果。 列 （1） 報告了不同產權性質的組織資本對創新績效之間的回歸結果， 國有企業的組織資本與創新績效的回歸系數為0.077， 非國有企業的組織資本與創新績效的回歸系數為0.103， 且均在1%水平上顯著， 組織資本均能促進國有企業和非國有企業的創新績效， 不因國有企業性質的復雜性、所有者缺位和監管激勵機制缺失等問題［33，35］而呈現差異性結果， 原因可能在于， 組織資本作為企業存在的隱性資產， 涵蓋無形信息與知識， 這對信息時代的所有企業而言， 擁有較高的組織資本對創新能力的提升無疑具有較強的促進作用。 列 （2） 報告了不同規模下的組織資本對創新績效之間的回歸結果， 大型企業組織資本與創新績效的回歸系數為0.149， 且通過顯著性水平檢驗， 而中小型企業的回歸系數為0.001，未通過顯著性檢驗， 說明大型企業的組織資本對創新績效具有顯著正向影響， 而在中小型企業中組織資本對創新績效的影響不顯著， 這一結果表明大型企業往往呈現出規模經濟， 企業通過利用知識、 信息或外部資源顯著提升創新績效， 而中小型企業自身競爭力較低， 資源整合能力較差， 往往需要投入高額的研發成本， 加之創新的不確定性與風險性， 中小企業承受風險的能力較低， 因此在中小型企業中組織資本對創新績效的提升作用并不明顯。 列 （3） 報告了處于不同成長階段的企業組織資本對創新績效的回歸結果， 組織資本與創新績效的系數均在1%水平上通過顯著性檢驗， 處于高成長階段的企業側重提升核心競爭力，這一戰略目標促使企業加大外部擴張， 加快構建外部網絡關系， 較高的組織資本幫助企業更好地提升創新能力； 對于低成長性的企業而言， 重點在于維持發展，此時， 如果企業加強對組織資本的利用， 有助于完善生產流程， 生產新產品與新服務， 繼而提升企業創新能力。

表7 企業異質性分析結果

4.2 地區異質性分析

西部地區與東部地區經濟發展差距較大， 在知識經濟時代， 西部地區企業能否把握機遇， 實現資源要素高質量發展， 提升核心競爭力， 發揮更為重要的戰略作用， 是新時代亟需關注的問題。 為此， 進一步檢驗位于不同地區的企業組織資本對創新績效的影響以及環境不確定性的調節效應是否存在差異。 根據企業辦公地址將研究樣本分為中東部與西部地區， 表8 報告了地區異質性檢驗結果。 中東部地區的企業組織資本與創新績效的回歸系數為0.102， 且通過1%顯著性水平檢驗， 而位于西部地區的企業組織資本與創新績效之間的回歸系數為0.052， 在10%水平上顯著， 說明中東部地區的企業組織資本對創新績效的影響效果更加顯著， 這可能是因為中東部地區經濟發展速度較快， 市場化進程較高， 具有完整且發達的外部資源網絡， 該地區的企業更容易獲得外部資源， 并利用其提升自身創新能力， 而西部地區由于地理劣勢， 發展速度緩慢， 加之西部地區的資金、資源與勞動力等生產要素被吸引到東部地區， 獲取外部資源需付出較大成本， 因此組織資本對創新績效的提升有限， 但是經過外部環境不確定性的調節效應， 西部地區企業利用組織資本能夠顯著促進創新績效， 這一結果意味著西部地區企業在當下新發展格局下， 應該緊抓發展機遇， 擴大內需， 提升企業創新績效。

表8 地區異質性檢驗結果

基于前文中東部與西部地區回歸結果的差異， 進一步對西部地區不同產權性質的企業進行分組回歸，表9 報告了西部地區國有企業和非國有企業回歸結果。首先， 位于西部地區的國有企業組織資本與創新績效在10%水平上顯著正相關， 而在非國有企業中二者的關系未通過顯著性檢驗， 這說明西部地區國有企業和非國有企業的組織資本與創新績效的關系存在差異；其次， 環境不確定性均能調節西部地區企業的組織資本與創新績效之間的關系， 但對非國有企業的調節效應顯著程度要低于國有企業， 表明西部地區的非國有企業需要通過市場環境的調節效應， 加強企業內外部資源的整合利用， 進而提升企業創新績效。 這一結果與現實相符， 西部地區偏遠， 國有企業監管機制失效，增加了管理層的機會主義行為， 往往會因為追求自身利益加大投資高風險的項目， 產生過度投資的現象，進而擠占非國有企業的投資機會， 導致非國有企業出現投資不足， 創新能力低下的現象， 而在高度不確定的外部市場環境下， 非國有企業可以通過獲取外部新資源與新技術等， 并加以整合， 進而提升企業的創新能力， 但由于自身資本實力不強與較低的債務擔保信用， 獲取新資源與新技術的能力有限， 而國有企業在高度不確定性的外部環境中， 受國家政策支持以及自身規模龐大的原因， 更易獲取新資源與新技術， 因此，組織資本對創新績效的提升作用更強。 該結論為新發展格局下加強西部地區國企與非國企要素資源流動提供有力證明。

表9 西部地區不同產權性質企業回歸結果

5 結論與啟示

在新發展格局下， 對2012—2019 期間我國A 股上市企業組織資本與創新績效之間的關系進行實證分析，并檢驗環境不確定性對組織資本與創新績效之間的調節效應。 研究發現， 上市企業的組織資本能夠顯著促進創新績效， 且環境不確定性正向調節二者之間的關系； 進一步考慮企業與地區異質性， 組織資本與創新績效的關系不因產權性質不同、 成長性高低而產生差異性結果， 但不同規模企業的組織資本對創新績效的影響不同， 且位于中東部地區企業的組織資本對創新績效的正向影響作用強于西部地區企業， 西部地區非國有企業的組織資本需依賴環境不確定性的調節效應共同提升企業創新績效。 以上結論為新時代發展格局下我國企業提升競爭優勢、 擴大內需、 實現高質量發展具有實際意義。

基于本文研究結論， 提出以下幾點實踐啟示：

積極適應動態環境， 提高研發投入績效。 在新時代發展格局下， 國內企業應抓住這一發展機遇， 明確自身的相對競爭優勢， 加快資源要素高質量發展。 采用國際標準滿足國內外市場需求， 提升企業價值鏈高度， 加強合作伙伴、 競爭對手、 科研機構等外部關聯，以獲取更多的外部資源， 同時， 企業內部需要進行資源整合， 包括組織結構和管理方法的創新， 使企業投入的要素能夠更多地轉化為創新績效。

加強國有企業與非國有企業的要素流通。 國有資本在我國總資本體量中占有非常重要的地位， 但民營企業對我國經濟貢獻度不容小覷， 新發展格局下國內大循環的形成必須確保民營企業享有足夠的成長空間以及與國有企業平等的國民待遇［36］， 這就需要加強國有企業與民營企業的要素流通， 避免因國企過度投資擠占民營企業的投資機會， 尤其是加強西部國有企業與非國有企業之間的要素聯動紐帶， 通過民營企業參股或建立合作協議的形式一方面能夠提高國有企業生產效率， 另一方面增加民營企業投資機會， 多渠道獲取資源， 提高生產要素資源的優化配置能力， 進而提升創新績效。