高管学术背景、市场化进程与企业创新投入

何 旭，马如飞

(1. 澳门科技大学 商学院， 澳门 999078；2. 广东金融学院 金融与投资学院， 广州 510521)

一、引言

2017年3月，人力资源和社会保障部正式公布《关于支持和鼓励事业单位专业技术人员创新创业的指导意见》，支持和鼓励各类事业单位遴派相关专业技术人员到企业部门挂职或是参与企业的项目合作，兼职从事企业创新或是在职创办企业，甚至离岗创新创业。此政策符合党的十八大以来的创新驱动发展战略需求，即通过提高企业的技术进步来推动我国经济良性发展。这些在创业之初就已经担任企业高管或他日成为高管的专业技术人员，主要来自高校或科研机构类型的事业单位。那么，高管来自高校或科研机构的职业背景，是否会让企业高管更加注重企业的创新投入呢？这一问题引起了学术界的关注。 Hambrick 和 Mason[1]的“高阶梯队理论”(Upper Echelons Theory)认为，企业的创新活动等经营管理行为往往深受整个企业高管团队特质的影响。高管曾经有过任职高校或科研机构的经历，即为高管学术背景，意味着拥有与其他职业背景不同的学术资源和人脉网络。同时，此类高管由于自身地位感知较高，具备较强的抗击各类挫折的心理素质，遭受创新投入失败也不容易气馁。

此外，高管决策会受到外部制度的制约或促成，而中国的市场化进程作为一项外部制度的衡量标准，在企业创新体系中饰演着重要角色，因此，企业创新投入水平会因为高管团队特质和外部制度的相互配合而有所不同。虽然已有许多关于高管学术背景对企业创新作用的研究，但是鲜有研究分析在不同市场化进程的地区，高管学术背景对企业创新投入影响的差别。

本文以2009—2018年中国中小板上市公司为样本，实证分析高管学术背景对企业创新投入的影响，并探讨高管学术背景对企业的创新投入是否会因为地区市场化进程差异而受到影响。本文的贡献主要体现在以下几个方面：第一，拓展了高阶梯队理论关于高管特征的研究范围，丰富了高管职业背景对企业创新行为的相关研究。已有高管特质与企业创新投入关系的研究，大多从高管年龄、性别、工作经验、生活经历等人口统计学因素进行解析，较少关注高管学术背景与企业创新投入的关系，因而本文的研究弥补了这一缺口。第二，丰富了市场化进程对企业治理影响的相关研究。本文引入市场化进程作为外部经济制度的影响因素，研究了这一影响因素造成的高管学术背景对创新投入推动的区别。市场化进程的推进是我国重要的制度背景，既会对高管特质的发挥产生影响，又会对企业战略行为产生影响，本研究为各级政府继续推进市场化进程，加快产学研结合步伐，执行创新驱动发展战略提供了微观经验方面的支持。第三，本研究印证了学术型社会资本作为一种非制度性资源在企业创新中发挥着重要作用，体现了高阶梯队理论与社会资本理论的交叉融合。为政府继续推广鼓励高校人员离岗创业、兼职的政策提供了参考。

二、文献综述与研究假设

(一)文献回顾

自高阶梯队理论(Upper Echelons Theory)产生以来[1]，早有研究从高管的人格特质和经历背景出发，研究其对企业日常经营决策和战略方针的影响，分析角度有高管的政治关联、冒险倾向、教育程度、职业背景、海外经历和任期[2]等。这些研究成果对于公司聘用和选拔高管具有重要参考价值。

高管学术背景属于高管特征范畴，现有研究还较少，分析角度有专利产出[3]、企业绩效[4]、固有风险和审计费用[5]等。

首先，高管学术背景是一种在高校或科研机构的工作经历，虽然这种工作经历需要较高的教育水平，但是不能等同于教育水平。Dearborn和Simon[6]认为，高管往往会将工作经历内化为认知能力，从而影响企业决策的制定和执行。周楷唐等[7]研究发现，具有学术经历的高管会采用降低企业信息风险和债务代理风险方法减轻债务融资成本。因此高管的认知能力同样也会对企业创新投入决策产生影响。

其次，高管学术背景的范畴，不只涵盖理工科类学者，还涵盖其他学科的学者，以及高校或科研机构行政岗位人员。已有文献证实理工科类学者(作为工程师[8]和发明家[9])成为高管之后，的确会积极推动企业创新投入。而其他学科的学者，比如社科类的学者，在研究社科类课题过程中，内化对课题的认知为企业的管理思路，并在胜任高管之后贯彻这一思路，或是和其他学科的学者交流合作，拓展研究领域，凝聚创新资源。朱丽等[10]研究认为，高管的学术资本能够为企业带来学术性的社会关系，通过对社会资源进行整合，建立“无形的学院”推动企业创新。至于高校或科研机构的行政人员，成为高管之后可能会将在学术机构获得的管理经验和技巧，运用到就职的企业中。Custodio 等[11]发现，高管获得的管理技能会刺激创新专利的产出，即便目前的创新项目失败，他们也还能够将相应的管理技能应用到其他创新领域，增加创新成功的机率。因此，无论高管具有何种学术背景，都可能促进企业创新投入。

最后，当前的研究大多从高阶梯队理论着手，缺乏外生情景角度的考量。引入我国政府持续推进的市场化进程改革战略作为外生考量因素，考察高管特征与企业创新投入的关系，这样既有助于企业因地制宜选拔管理层，又为地方政府执行创新激励政策提供了参考。

(二)研究假设

1.高管学术背景与企业创新投入

(1)高管的学术资本与企业创新投入

国家创新体系的建设离不开企业自主创新，提高企业总体创新水平不但可以提升产业的国际竞争力，而且还能够推动我国经济持续健康发展。所以，提高企业自主创新能力需要依靠社会各方和企业自身的共同努力，融合使用正式制度和非制度性资源。学术型社会资本作为一种非制度性资源，在激励企业创新中对正式制度具有补充作用[12～13]。高管学术资本通过企业网络的“声望”和“权力”中介作用，提高企业创新能力[10]。发明家高管本身自带学术资本，又能够吸引更多的社会资本促进企业创新[9]。而其他各类学科的学者，以及高校和科研机构的行政人员，他们也拥有不同水平的“桥梁式”学术社会资本[14]。“桥梁式”社会资本泛指高管成员与其组织架构的连接，能够给企业带来有效利用的资源之和[14]。这种“桥梁式”社会资本不但能够提高企业对创新产出的信心，而且还可以为创新投入提供牢固的决策依据和更为专业的指导。沈艺峰等[15]发现，具有学术背景的独立董事通过提供专业的咨询意见和发挥专业性的信号传递作用，提高企业创新投入。这些独立董事曾在大专院校、科研院所等科研单位就职，属于拥有“桥梁式”学术型社会资本人员。由于自身学术资本充裕或者能够编织“桥梁式”学术社会资本的原因，高管学术背景会提高企业创新投入。

(2)高管的地位感知与企业创新

地位感知是一种主观的地位感受而非客观的地位存在。这种主观体验会比较自己与群体或组织中的其他个体，判断自身的定位，并据此采取特定的判断和行为[16]。马骏等[17]研究发现，企业家地位感知对企业创新有正向影响，这种地位感知不但表示企业家的一种心理安全程度，而且体现了企业家对国家产权制度的信心和预期。而高校或研究机构的从业者受人尊重，具有学术背景的高管也对自身的地位感知较高。Kraus 等[18]的研究也证实了具有较高教育背景、收入和政治身份的个体，其地位感知较高。Anderson和Galinsky[19]的研究发现，地位感知较高的人更能够容忍创新投入挫折，并对创新投入呈现乐观积极的态度。由此认为，因为自身地位感知较高，高管学术背景会提高企业创新投入。

综上所述，提出假设H1：

H1：高管学术背景能够显著提高企业创新投入。

2.高管学术背景、市场化进程与企业创新投入

(1)市场化进程的资源配置作用

市场化进程越高的地区，竞争体系越完善，交易成本越低，资源配置更优，企业高管更愿意通过创新推动绩效的增长，而不是通过权力寻租或贿赂地方官员谋求自身利益。企业的投资会更有效地从低收益率领域转移到高收益率领域，愿意更多地承担风险，更少地放弃高风险但预期净现值为正的投资机会[20]。方军雄[21]对Wurgler[20]模型进行更正，发现资本更快地实现由低效率项目向高效率项目转移，说明随着市场化程度的提高，中国的资本配置效率有所改善。李文贵和余明桂[22]研究指出，市场化进程越高的地区，市场竞争越激烈，竞争信号促使高管更多地关注企业的持续发展，放弃“短平快”项目，提升自身风险承受能力和增加创新投入。总之，现有研究对市场化进程带来资源配置优化，使企业管理层聚焦创新活动等长远发展策略持肯定态度。

(2)市场化进程下高管学术背景与企业创新投入

企业创新是一项风险和收益“双高”的活动，一旦成功就能够为企业带来垄断超额收益，而一旦失败，企业又会面临较高的资金沉没成本。创新投入是创新产出的先决诉求，不但具有较高的不确定性，而且还具有公共物品的特征，所以需要良好的外部市场机制为其提供有力保障，这样才能使企业个体的创新投入和产出之间呈现良性互动。郝颖和刘星[23]的研究表明，市场化程度不但正向影响企业的研发投入，并且市场化程度达到一定水平之后，研发投入的价值效应才会因为市场氛围的实际性改良而逐渐展现。戴魁早和刘友金[24]也认为，市场化进程主要通过减少政府的行政干预、民营经济的成长和制度环境的进步等提高产业创新效率，推动我国高技术产业创新效率的优化。

地区市场化程度的提升并不能够一蹴而就，市场化进程的显著地域差异虽然在缩小，但是还会持续存在。为了使引导创新能力的政策在市场化程度较落后地区也有提升效果，政府和企业必须考虑高管学术背景这种非制度性资源对创新投入的提升和补充作用。

在市场化进程较低、正式制度不完善的地区，较弱的产权保护和不利的制度环境降低了企业进行创新投入的意愿，企业高管更需要通过非正式的关系和策略获取各种资源[17]。企业创新投入受到外部制度环境的影响，因而高管学术背景更有可能作为一种非制度性资源，刺激地方政府所希望的企业创新，以贯彻中央提出的创新驱动发展战略。本文引入对市场化进程制约作用的考察，能够将研究视角拓展到微观企业所要嵌入的外部制度环境。发明家高管对创新投入的推动程度在市场化进程较低的地区更加明显；发明家高管特征在对创新投入的激励方面，弥补了制度环境的不足[9]。区域市场化程度较低的政企合作关系，对创新投入的促进作用更显著，原因是在市场化程度较低的区域，当地政府配置和调控主要的创新资源，与政府关系良好的企业可以获得更多的潜在资源[25]。

而在市场化进程较高、正式制度较完善的地区，企业更有可能是因为创新产出带来超额收益，而不是因为寻租关系得到垄断性利润，因此在激烈的市场竞争中突围而出，进而形成企业创新投入的示范效应。市场机制的完善，意味着公司捕捉创新资源也更加公平和更有效率，减轻了企业在创新投资方面的信息不对称风险，其知识产权得到有效保护。这样的外部制度环境使得企业创新投入的长期效益更高，带动了更多企业去追寻这种长期收益。所以此时，高管凭借自身特质和社会资本去获取创新资源的可能性被削弱，推动创新投入的原因更有可能是完善的产权保护制度和市场化竞争[17]。朱永明和贾明娥[26]研究认为，在市场化进程较高的地区，高管的晋升激励对研发投资的推动较弱。

综上所述，提出假设H2a和假设H2b：

H2a：在其他条件不变的情况下，市场化进程越低的地区，高管学术背景对创新投入的推动越明显。

H2b：在其他条件不变的情况下，市场化进程越高的地区，高管学术背景对创新投入的推动越明显。

三、研究设计

(一)样本选择和数据来源

以我国2009年1月1日至2018年12月31日中小板上市公司为研究样本，选择国泰安CSMAR数据库为样本来源，剔除金融类、ST类企业数据以及缺失数据和异常值，最终得到4830个年度样本观测数据，并且对连续变量进行了上下 1% 的Winsor处理。选择中小板企业作为研究样本主要基于以下考虑：第一，812家中小板企业全是民营企业，并且相比于A股市场的企业，中小板企业规模更接近。将其作为研究对象既能够排除国有企业高管任命受国家行政干预的影响，又能够减少样本选择的内生性问题。第二，相比于主板企业，中小板企业市场化程度更高，经营风险更大，更能够反映中国企业现状。相比于创业板以科技公司为主，中小板企业涵盖行业更广，更能够代表广大中小企业，将其作为研究对象可以揭示一般中小民营企业的共同规律。

(二)研究模型与变量设计

为了验证本文的假设，参考虞义华等[9]的研究设计，采用OLS回归模型进行检验，计量模型构建如下：

RatioRDi,t=α+β1Aca_TMTi,t+β2NERIi,t+β3Leveragei,t+β4FirmSizei,t+β5FirmAgei,t+β6AssetTurnoveri,t+β7CashRatioi,t+β8BoardIndependencei,t+β9BoardSizei,t+∑Yeardummy+∑Industrydummy+εi,t

(1)

RatioRDi,t=α+β1Aca_TMTi,t+β2NERIi,t+β3Aca_TMTi,t×NERIi,t+β4Leveragei,t+β5FirmSizei,t+β6FirmAgei,t+β7AssetTurnoveri,t+β8CashRatioi,t+β9BoardIndependencei,t+β10BoardSizei,t+∑Yeardummy+∑Industrydummy+εi,t

(2)

其中，α为截距项，βi为各变量对应的估计系数，ε为随机扰动项。

1.被解释变量

由于中国知识产权局只能提供企业的国内专利申报数据，并且政府也并未强制要求上市企业公开研发技术人员的信息，所以采用最常见的创新投入指标，即企业研发支出占主营业务收入的比例测量创新投入[17]。采用RatioRDi,t表示创新投入，代表企业i在第t年的研发支出/主营业务收入。其中，研发支出数据为公司年报中“支付的其他与经营活动有关的现金”项目下披露的研发费用，主营业务收入数据来自CSMAR中的年度财务指标数据。选择主营业务收入而不是总资产做分母，更能够体现创新投入的真实强度。因为主营业务收入反映的是消费市场对企业产品的认可水平，企业会根据市场的反响决定创新投入。并且主营业务收入越多，企业可以掌握的现金就越多，从而创新投入的资金越有保障。

2.解释变量

采用Aca_TMTi,t表示高管学术背景，包含高管学术背景虚拟变量AcademicTMTi,t和高管学术背景连续变量RatioAcademicTMTi,t。AcademicTMTi,t表示企业i在第t年的高管团队中至少有一名高管曾在高校或科研机构任职，取值为1，否则为0。RatioAcademicTMTi,t表示企业i在第t年的高管团队中曾在高校或科研机构任职人数的百分比。其中，学术背景的选取标准为曾在高校或科研机构的任职经历，公司高管的选取标准为《公司法》中的董监高人员。

采用NERIi,t表示市场化进程，表示企业i的注册地所在省份在第t年的市场化指数。数据来源于王小鲁等[27]编制的《中国分省份市场化指数报告(2018)》中全国各省份每年市场化指数的综合得分。

3.控制变量

选取财务杠杆(Leverage)、公司规模(FirmSize)、公司年龄(FirmAge)、资产周转率(AssetTurnover)、现金持有量(CashRatio)、独立董事比例(RatioBoardIndependence)和董事会规模(BoardSize)作为控制变量，并且在实证分析中加入年度和行业虚拟变量(Yeardummy和Industrydummy)，以控制固定效应。各变量的具体定义和度量见表1。

表1 变量的定义与度量

四、实证分析

(一)描述性统计

表2中第一组数据报告了全样本描述性统计结果。在4830个观测值中，至少有一位高管具有学术背景的样本为4570个，无一高管具有学术背景的样本为260个，AcademicTMT的平均值为0.946，中位数为1。多数企业聘用具有学术背景的高管，原因可能是中小板企业通过聘用此类型的高管，有助于申请政府的创新补贴，提高市场价值。高管学术背景连续变量RatioAcademicTMT的平均值为0.164，中位数为0.143，说明虽然很多中小板企业聘用具有学术背景的高管，但是这类高管占高管团队的百分比较少。创新投入RatioRD的平均值为0.045，中位数为0.036，最大值为0.231，说明不同企业的创新投入有较大差距，许多中小板企业的创新投入还有提高的可能性。NERI的平均值为8.390，最小值为2.98，最大值为10.930。除了时间跨度原因，也体现了地区间市场化进程差异较大，中部和西部更需要提高市场化进程的程度[27]。

表2中第二组数据报告了因变量的单变量检验结果。在按照AcademicTMT是否为1(即高管团队中是否至少有一名高管曾在高校或科研机构任职)进行分组之后，创新投入(RatioRD)的均值在AcademicTMT=0样本组，表现为1% 显著水平低于其在AcademicTMT=1的样本组。该结果初步验证了假设H1，即高管学术背景能够显著提高企业创新投入。

表2 描述性统计

(二)相关性分析

表3为变量的Pearson相关性分析。高管学术背景虚拟变量AcademicTMT和高管学术背景比例RatioAcademicTMT在1%水平上与创新投入RatioRD显著正相关，与假设H1预期一致，表明高管学术背景对创新投入产生了正向影响。市场化进程NERI与创新投入RatioRD在10%水平上显著正相关，表明在市场化进程越高的地区，企业创新投入越多，越依靠创新突破赢得市场地位[23]。各控制变量之间的相关系数最高只有-0.572，说明变量之间不存在严重的多重共线性问题。此外，对所有变量的方差膨胀因子(VIF)进行估计，其数值都在0-2之间，避免了多重共线性问题的出现。上述结论能否获得支持还有待于下文对假设的回归分析和检验。

表3 Pearson相关系数矩阵

(三)回归结果分析

1.高管学术背景与企业创新投入

表4第(1)列和第(3)列报告了高管学术背景与企业创新投入的回归结果。第(1)列中自变量AcademicTMTi,t的估计系数为0.010，在 1% 水平上显著，表明高管团队中至少有一位高管具有学术背景，就能够平均提高创新投入1%。但是由于创新投入RatioRDi,t在AcademicTMT=0样本组内的平均值为 0.036，所以高管学术背景能够提高企业创新投入大约为27.78%(由0.01/0.036得出)，具有显著的经济意义。第(3)列中自变量RatioAcademicTMTi,t的估计系数为0.066，在1%水平上显著，说明创新投入与高管团队中有学术背景高管的比例显著正相关。在控制了其他条件的情况下，高管团队中有学术背景高管的百分比越高，在企业中的话语权越多，对企业创新投入的促进作用越显著。假设H1得到验证。

2.高管学术背景、市场化进程与企业创新投入

表4第(2)列和第(4)列给出了在地区市场化进程制约下，高管学术背景对企业创新投入影响的检验结果。加入了高管学术背景与市场化进程的交乘项(AcademicTMTi,t×NERIi,t和RatioAcademicTMTi,t×NERIi,t)之后，第(2)列的AcademicTMTi,t和第(4)列的RatioAcademicTMTi,t在1%水平上显著为正，NERIi,t也在1%水平上显著为正，表明高管学术背景仍然能够显著地提高企业创新投入，同时企业创新投入随着市场化进程的提高而增长。但交乘项AcademicTMTi,t×NERIi,t在1%水平上显著为负，RatioAcademicTMTi,t×NERIi,t在10%水平上显著为负，均表明在其他条件不变的情况下，市场化进程越低的地区，高管学术背景对企业创新投入的推动越明显，假设H2a得到验证。此结果证明了在市场化程度越低的地区，高管更能够发挥学术背景的自身优势，凭借学术社会资本为企业获取创新资源，以此提高创新投入。即使较弱的产权保护和不利的制度环境可能会削弱企业进行创新投入的意愿[17]，但是高管学术背景可以弱化这种不利影响，作为一种非制度性资源推动企业创新投入。

另外，财务杠杆(Leverage)的估计系数均为负，说明企业负债水平与创新投入负相关；公司规模(FirmSize)的估计系数均为负，说明公司规模越小，其创新投入越高；公司年龄(FirmAge)的估计系数均显著为负，说明公司越年轻，其创新投入越高；资产周转率(AssetTurnover)的估计系数均显著为负，说明公司资产周转速度与创新投入负相关；现金持有量(CashRatio)的估计系数均显著为正，说明现金持有量与创新投入正相关；独立董事比例(RatioBoardIndependence)的估计系数在第(1)列和第(2)列显著为正，但是在第(3)列和第(4)列不显著，说明独立董事的比例与创新投入不一定相关；董事会规模(BoardSize)的估计系数在第(3)列和第(4)列显著为正，但是在第(1)列和第(2)列不显著，说明董事会规模与创新投入不一定相关。以上结果基本符合本研究的预期。

表4 高管学术背景、市场化进程与创新投入的回归分析结果

(四)稳健性检验

1.倾向得分匹配法

在中小板上市公司中，具有学术背景的高管可能受到内外部机制的影响因而就职于所任职公司，并不服从随机分布，表现为样本的自选择偏差，因此本文采用倾向得分匹配法(PSM)减弱该问题对结论的干扰。采用高管学术背景虚拟变量对所有控制变量进行回归，设定模型如下:

AcademicTMTi,t=γ0+γ1NERIi,t+γ2Leveragei,t+γ3FirmSizei,t+γ4FirmAgei,t+γ5AssetTurnoveri,t+γ6CashRatioi,t+γ7BoardIndependencei,t+γ8BoardSizei,t+∑Yeardummy+∑Industrydummy+εi,t

(3)

通过Probit回归计算出每个公司的倾向得分。为每个高管团队中至少有一位高管具有学术背景的公司(测试组)匹配一个与其概率最接近的无一高管具有学术背景的公司(控制组)，共得到500个样本，然后采用模型(1)重新进行回归检验。表5的第一项为PSM的回归结果，在第(1)列和第(3)列中，AcademicTMTi,t和RatioAcademicTMTi,t在1%水平上显著为正，在第(2)列和第(4)列中加入交乘项之后，AcademicTMTi,t×NERIi,t在10%水平上显著为负，RatioAcademicTMTi,t×NERIi,t在1%水平上显著为负，说明在控制了反向因果问题之后，假设H1和假设H2a、假设H2b依然成立。

2.Heckman两阶段法

企业在成立初期，为了得到更好的创新机会和政府创新补贴，主动任命具有学术背景的高管；在创新投入中获利的企业，也会更倾向于聘用此类高管。因此这些因素容易造成具有学术背景的高管主动选择就职创新投入较多的企业，产生自选择问题。通过Heckman两阶段法，可以排除企业为了增加创新投入而主动选择具有学术背景的高管的内生性问题。第一阶段通过表5模型(3)进行Probit回归，计算出逆米尔斯比率(IMR)，并将其作为控制变量分别带入模型(1)和模型(2)中进行第二阶段回归，以此重新考察回归结果。由表5第二项数据可以发现，所有列的IMR系数都显著为正，表明确实存在选择性偏误问题。在第(1)列和第(3)列中，AcademicTMTi,t和RatioAcademicTMTi,t在1%水平上均显著为正，在第(2)列和第(4)列中加入交乘项之后，AcademicTMTi,t×NERIi,t在10%水平上显著为负，RatioAcademicTMTi,t×NERIi,t在5%水平上显著为负，说明此类自选择的内生性问题对结论影响不大，结果依然稳健。

表5 稳健性检验回归结果

表5(续)

五、拓展研究：关键职位的高管、市场化进程与企业创新投入

董事长和CEO都处在企业关键的职位，往往会比一般职位的高管在决策上有更大影响力，他们更可能将自己的学术社会资本整合并用于创新投入，也会有更高的地位感知给予他们对创新决策的信心，因此对创新投入的促进作用更明显。刘运国等[28]认为，董事长的任期、工程和财务经历、持股比例都与公司创新投入呈正向关系。何强和陈松[29]发现，具有研发、设计和营销等工作经历的董事长，能够关注企业远期发展，其年龄与研发支出负相关。 Barker 和 Mueller[30]也认为，CEO的个人特征塑造了创新投入偏好，随着时间的推移，可能会根据自己的偏好塑造创新投入。以上研究均指出，董事长和CEO的个人特征能够推动企业创新投入。

鉴于上述分析，构建计量模型(4)，考察在市场化进程影响下以董事长和CEO为代表的关键职位的高管，相比于一般职位的高管，其学术背景对企业创新投入的推动是否更强。董事长的学术背景虚拟变量(Chairman_Academici,t)表示企业i第t年的董事长曾在高校或科研机构任职，取值为1，否则为0；CEO的学术背景虚拟变量(CEO_Academici,t)表示企业i第t年的CEO曾在高校或科研机构任职，取值为1，否则为0。

RatioRDi,t=α+β1Chairman_Academici,t(CEO_Academici,t)+β2Chairman_Academici,t(CEO_Academici,t)×NERIi,t+β3NERIi,t+β4AcademicTMTi,t+β5Leveragei,t+β6FirmSizei,t+β7FirmAgei,t+β8AssetTurnoveri,t+β7CashRatioi,t+β8BoardIndependencei,t+β9BoardSizei,t+∑Yeardummy+∑Industrydummy+εi,t

(4)

表6 关键职位高管、市场化进程与企业创新投入的回归分析

表6表示在控制了高管学术背景虚拟变量(AcademicTMTi,t)的影响之后，在市场化进程制约下，关键职位的高管(董事长和CEO)相比于一般职位的高管，其学术背景与企业创新投入的关系。第(1)列董事长的学术背景与市场化进程的交乘项(Chairman_Academici,t×NERIi,t)不显著，Chairman_Academici,t也不显著，说明相比于一般职位的高管，董事长的学术背景对创新投入的推动并不会更容易受到市场化进程的制约。第(2)列CEO的学术背景与市场化进程的交乘项(CEO_Academici,t×NERIi,t)在1%水平上负向显著，CEO_Academici,t在1%水平上正向显著，由此得出拓展研究结论，即在市场化进程越低的地区，相比于一般职位的高管，CEO的学术背景对企业创新投入的推动力更强。

六、结论

现有文献已较多地讨论了高管特征对企业创新的影响，但少有文献涉及对高管学术背景的研究。本文以我国2009—2018年中小板上市公司为样本，实证分析高管学术背景对企业创新投入的影响，并考察高管学术背景对企业创新投入的影响是否会受到地区市场化进程的制约。研究发现，高管学术背景不但能够推动企业创新投入，而且在市场化程度较低、制度环境不完善的地区，高管学术背景可以作为一种非制度性资源，增强企业创新投入。并且相比于一般职位的高管，CEO在决策上更能够发挥对学术资本的整合利用能力，提高创新投入。

习近平总书记在党的十九大报告中指出，创新是引领发展的第一动力，是建设现代化经济体系的战略支撑。据此，鼓励高校人员到企业中兼职、脱产或自主创业的各类政策陆续出台，目的在于推动科研成果的转化，提高企业创新能力。本文的研究支持了这一观点和相关政策，丰富了高管个人特征在公司治理方面的研究，对于深入领会中国的公司治理与企业创新问题也具有一定意义，并对高管人才的选聘具有重要启示。本研究还提供了在制度环境不完善地区，通过加强高管团队建设获取各种有利社会资源，达到提高创新绩效，提升企业竞争力的一种可能性思路。

未来的研究还可以结合高管学术背景与其他外部制度特征，进一步分析高管学术背景在企业创新中的作用。