管理者心理韧性对企业创新绩效的影响机制研究

乔朋华, 龙 杨, 许为宾

（1. 昆明理工大学 管理与经济学院, 云南 昆明 650500；2. 贵州大学 管理学院, 贵州 贵阳 550025）

一、引 言

在当今易变性、不确定性、复杂性、模糊性（VUCA）的时代，能否通过创新建立新的竞争优势是企业生存与发展面临的一个重要问题（张玉利和吴刚，2019）。习近平总书记在企业家座谈会上指出：“企业家创新活动是推动企业创新发展的关键。”作为公司的管理者，企业家个人特质影响公司经营决策制定和执行，势必对企业创新绩效产生影响（Hambrick和Mason，1984；汤倩和罗福凯，2019）。因此从管理者视角来研究何种特质能够促进企业创新绩效具有重要的现实意义。

目前，现有研究主要通过管理者的人口学特质和心理特质两个方面对企业创新绩效的影响因素展开研究。基于人口学特质，学者们考察了管理者的年龄和教育背景（Barker III和Mueller，2002）、发明家身份（虞义华等，2018）和职业经历（Benmelech和Frydman，2015）等因素对企业创新绩效的影响。但以人口学变量来间接衡量管理者潜在心理特质，与结果变量之间的因果链太长，容易形成错误解释，因而备受质疑（Priem等，1999）。可喜的是，随着心理学与管理学的交叉研究愈加成熟，心理特质测量方式的运用增加了研究解释力（汪金爱和宗芳宇，2011）。学者们主要从过度自信、谦逊以及自恋等管理者心理特质考察其对企业创新绩效的影响。例如，辛冲等（2020）等研究发现管理者过度自信人格更勇于接受新产品开发项目的挑战，促进了企业创新绩效；Zhang等（2017）等发现管理者自恋和谦虚可以共存，该双重人格有利于企业创新文化的建立并促进企业创新绩效。管理者心理韧性是一项重要的心理特质，高心理韧性的管理者具备应对困难的自信和愈挫愈勇的意志（Corner等，2017）。该心理特质帮助企业管理者抵御不利情境的影响，具有较高风险容忍度，推动企业战略变革并促进企业成长和成功（乔朋华等，2021；Santoro等，2020）。遗憾的是，仅有少数研究关注于管理者心理韧性和企业创新的关系。例如，Hallak等（2018）揭示了经营者韧性对创新意愿有着正向促进作用进而影响企业绩效；王维等（2021）等考察了企业家韧性对创新战略有着显著积极作用进而影响企业成长。目前，学术界已经意识到管理者心理韧性对创新活动有着积极优势，但管理者心理韧性是否能影响企业创新绩效仍需进一步的关注和考察，对于这一新兴且紧要问题，相关的理论机理和影响边界正有待系统性探索。

鉴于此，本文以2007—2018年沪深A股上市公司为样本，以视频打分来获取管理者心理韧性数据，拟从管理者心理韧性对企业创新绩效的直接影响、调节机制和中介机制进行识别检验，为理解中国管理者心理韧性和企业创新绩效提供新的证据。区别于现有文献，本文可能的理论贡献在于：在研究立意上，从管理者心理特质视角出发，将管理者心理韧性和企业创新绩效联系起来，探究了管理者心理韧性与企业创新绩效之间的关系及其作用机理，拓展了对企业创新绩效的认识，丰富了管理者特质和企业创新绩效作用机制的理解。在研究数据上，以沪深A股上市公司管理者为研究对象，基于CD-RISC量表，以视频打分的新兴技术刻画了管理者心理韧性的水平，为评估企业管理者心理韧性提供了有益的实证借鉴。在研究内容上，我们使用“基准分析—情境激发机制检验—中介渠道检验”的研究框架，探究了企业业绩下滑和行业竞争性两种情景对管理者心理韧性与创新绩效关系的影响，并进一步揭示了研发投入和管理层短视的潜在影响路径，打开了管理者心理韧性影响企业创新绩效的机制“黑箱”。

二、理论基础与研究假设

（一）管理者心理韧性和创新绩效

管理者心理韧性作为一项重要的人格特质，对企业的决策和产出有着重要影响。本文参考乔朋华等（2021）和Corner等（2017）的观点，认为管理者心理韧性反映了个体在遇到挫折和困难时能够保持相对稳定、健康的心理状态，他们拥有战胜困难的自信和从逆境中复原的调整力。本研究认为管理者心理韧性能够推动企业创新绩效的提高，理由如下：

一方面，高阶梯队理论认为管理者的经历、价值观和个人特质会影响企业决策和创新绩效（Hambrick和Mason，1984；汤倩和罗福凯，2019），管理者心理韧性所展现出的自信和坚韧态度将有助于企业创新绩效的提升。开展创新活动不仅需要管理者具备敢于创新的自信，还需要管理者拥有积极应对创新受挫的坚韧态度。管理者心理韧性具备自信和坚韧特质，对未知风险的恐惧感知更低（Fatoki，2018），在面对企业探索式项目展现出更高容忍度，将风险视作机遇也更敢于尝试和冒险，表现出更强的创新意愿和创新行为（王维等，2021），进而促进了企业创新绩效的提高。

另一方面，时间导向理论认为，管理者在战略选择过程中对过去、现在和未来具有主观偏好（Bluedorn和Martin，2008；Lumpkin和Brigham，2011）。诚然，企业创新活动不仅有研发周期长、资金投入多等特点，也是企业占据市场优势、掌握核心竞争力和获取长期利益的重要抓手。因此，企业创新活动的开展一定程度上反映了管理者对于企业未来价值的主观偏好。管理者心理韧性作为一项心理资本，更加关注企业的长期发展（Rego等，2021），更有助于企业追求长期效益，他们对创新项目的成功率和未来收益持积极和乐观的态度，这使得他们在日常企业创新决策中更加大胆，更加坚定的为企业创新项目增加研发投入（辛冲等，2020；Galasso和Simcoe，2011），进而促进了企业创新绩效的提高。此外，管理者心理韧性所具备的长期战略导向还能够影响管理层，驱使企业高管团队决策以企业长期价值为导向，减弱了管理层短视问题（Rego等，2021; Santoro等，2020），从而促进企业创新绩效的提高。

基于此，我们提出以下假设：

H1：管理者的心理韧性对企业创新绩效有显著的促进作用。

（二）业绩下滑的调节机制

特质激发理论认为高挑战性工作情境构建了一种激发机制，该情境强度能够激发管理者心理韧性特质，发挥其积极调整、主动求变的能力（黄佩仪和井润田，2018）。企业业绩下滑会给管理者带来立项质疑、名誉受损和职位担忧等压力（逯东等，2020）。这种业绩压力一定程度上能够激发管理者展现出心理韧性特质，并作用于企业创新研发活动实践之中，从而对管理者心理韧性和企业创新绩效的关系产生正向的调节作用。原因如下：

第一，管理者心理韧性具有风险抵御的特质，能帮助企业在业绩下滑状态下临危不乱，做出正确的创新决策及调整。在企业经历业绩下滑压力时，管理者心理韧性具有积极、健康、稳定的心理状态（Corner等，2017；乔朋华等；2021），有利于管理者对当前局势进行理性分析，并根据内外部形势敏锐捕捉市场需求和技术积累的变化，做出针对性的调整（Haver等，2014），能够保障创新项目的顺利进行并提高创新成功率，从而强化了管理者心理韧性对企业创新绩效的正向影响。

第二，由于创新活动的天然高不确定性，很有可能导致企业大量的资金投入却一无所获，造成“竹篮打水一场空”的创新困局，从而出现企业业绩下滑的问题。管理者心理韧性具备较高的自我效能，能够发挥其积极乐观的特点，面临失败的消极情绪时能够展现出快速的自我修复能力（郝喜玲等，2018；Lafuente等，2019）。同时，管理者心理韧性能够在失败情境下激发其学习动机，在现有创新项目受挫、失败的经验中识别重要信息，不断经历领悟和改造的经验学习过程，打破原有失败基础的旧行为模式，促进企业挖掘和掌握新的知识和技能（赵富强等，2022），强化了管理者心理韧性对企业创新绩效的正向影响。

基于以上分析，我们提出以下假设：

H2：业绩下滑在管理者心理韧性和企业创新绩效之间具有正向调节作用。

（三）行业竞争性的调节作用

行业竞争性反映了同一行业各企业间市场竞争的激烈程度，较高的行业竞争性对管理者和企业创新能力提出了更高的要求。基于特质激发理论，行业竞争性所带来的挑战性亦能够激发管理者心理韧性的相关特质，对管理者心理韧性与企业创新绩效两者的关系产生正向调节作用。具体原因如下：

首先，在高行业竞争性的背景下，企业往往都面临着相似的技术机会和市场条件，迫切需要企业通过提升创新能力获取竞争优势。激烈的行业竞争性能够促使管理者心理韧性加剧创新意愿，发挥积极求变的思维优势（Acquaah等，2011；Lafuente等，2019），进而加大对企业创新投入的力度，不断推动企业掌握获取外部有用信息、吸收、整合以及运用的能力，并作用于企业创新实践之中。这种资源信息的获取和整合有助于提升企业新型产品的设计和实际开发的能力（辛冲等，2020），提升了产品差异化和竞争力，推动了企业创新绩效的提高。

其次，管理者心理韧性有利于管理者和周边员工保持有效的沟通，形成良好融洽的社会网络结构。在外部行业竞争压力下，管理者心理韧性展现出的积极状态亦能够激发员工应对困难的决心和勇气（Santoro等，2020），在企业内部形成事业共同感知和战略价值共识，保证企业员工能够共同迎接挑战，具备开创未来新事业的理想抱负（王林等，2019），提升了创新成功的可能性，进而强化了管理者心理韧性对企业创新绩效的正向影响。

基于以上分析，我们提出以下假设：

H3：行业竞争性在管理者心理韧性和企业创新绩效之间具有正向调节作用。

三、实证研究设计

（一）样本的选取与数据来源

本文选取2007-2018年在沪深股市上市的企业为研究对象，利用百度、优酷、腾讯视频等渠道收集上市公司CEO和董事长的访谈视频。基于中国企业董事长有更大的内部决策权（Qiao等，2022），在数据匹配时优先选择在任职期间企业董事长和该公司数据来进行匹配，当该公司董事长视频数据缺失时，我们进一步尝试获取CEO相关视频，并对该企业样本管理者用该公司CEO进行替代。对上述数据做了如下处理：（1）剔除ST、*ST、金融类、保险类公司样本；（2）剔除数据存在缺失的样本；（3）剔除公司管理者视频难以获取的企业样本。最终获取了284位CEO和290位董事长的视频数据，363家企业共2 838个非平衡面板数据样本。本文从国泰安(CSMAR)、WIND数据库获取了企业的专利和财务数据，利用公司年报、新浪财经网站进一步校对，以保证数据准确。为了避免极端值对研究产生影响，本研究对连续变量在1%和99%上进行了缩尾处理。

（二）变量定义

1.被解释变量

被解释变量为企业创新绩效（Patent）。本文参照王曦和杨博旭（2021）、张兆国等（2018）的研究，使用专利申请数量来测量企业创新绩效。为了体现企业的核心创新能力，本文将发明专利申请数加1取自然对数作为衡量企业创新绩效的指标，此外还考虑了创新产出的滞后性，增加了滞后一期和滞后两期的创新绩效。

2.解释变量

解释变量为管理者心理韧性（Resilience）。基于企业所有权和经营权分离程度的不同，各国学者对管理者的定义也略有差异，本文参考了Fung等（2020）的研究，将中国企业管理者界定为CEO和董事长。在心理韧性测量方面，先前文献大多采用问卷测量个人心理特质，但在实际研究中，直接利用问卷测量中国上市企业的管理者难度较大，并且管理者会规避回答量表中敏感问题而造成结果的不准确。为了在不惊扰目标公司的情况下获取研究所需的数据，保证了样本的真实性和研究的可靠性，越来越多的研究利用访谈视频对管理者心理特质进行测量（Petrenko等，2016；Fung等，2020；Zhu和Chen，2015）。本文参考Burns和Anstey（2010）、Connor和Davidson（2003）的研究，采用CD-RISC量表对管理者心理韧性进行打分测量①CD-RISC量表具有“他能够适应不断的变化；当他面对问题时，会试着想事物好的一面；在压力下，他能够集中注意力并清晰思考；在经历艰难或疾病后他能很快恢复过来；当面对失败时，他不会轻易气馁”等条目，如有需要，可向作者索取。。具体方法如下：

首先，为了避免测量的误差，我们将英文的测试量表回译成中文，并邀请高管和相关领域教授测试和修正量表以保证准确。正式测量前我们使用该量表对30位管理者的视频进行预测量，并根据反馈作进一步的调整，确保得到准确的心理韧性测量值。

其次，出于谨慎性原则，视频的时长可能会影响评分结果。我们随机选取了多位管理者不同时长（1—3分钟、3—5分钟、5—10分钟、10—30分钟和30分钟以上）的30个视频进行均值测试，验证了Petrenko等（2016）所提出的视频时长对测试结果并没有显著的差异影响结论（P＞0.1）。但是为了防止评分者因视频时长太短打分依据不足或时长太长耗费太多精力而造成结果不准确，我们选取了时长在10—30分钟的视频用于实际测量。

最后，我们聘请12位有过人格评估经验的心理学专业学生，培训他们以管理者在视频中所表现出的观念、态度、微表情和习惯表达等为依据，对CD-RISC量表从1—7（完全不同意—完全同意）进行不同程度打分。

为了保证评分的独立性和有效性，我们将同一位管理者的视频随机分配的两位测量者进行独立的视频打分，并确保每位测量者每天工作时间不超过3小时。此外，我们创建相应的表格由测量者输入CD-RISC量表各条目的分数以及判断的依据①例如，第1项是“他能够适应不断的变化”。格力电器有限公司CEO兼董事会主席董明珠在访谈中数次表达了非常积极适应变化的态度，如要适应时代变化；改变自己就能改变世界等，在该项被评为7分。在“无论发生什么他都可以应对”这一项，美的集团CEO兼董事长方洪波多次提及对未来变化的担忧，如稍微犯错就会被时代的发展甩下；有时也会怕跟不上时代的步伐等，用了稍微、有时等词。两位评分者给他评分为5分，平均分为5分。。通过计算两位测量者的评分平均值得出该管理者心理韧性得分。如果两位测量者的某一项条目评分结果差异大于样本的标准差，我们将该管理者视频分配至另外一位测量者进行评分，将结果相似的两者评分取平均值，将另一份作废处理。如果三位测量者的评分结果差异较大，我们将提供额外的视频重新评估该管理者的心理韧性。此外，我们设立了激励机制，有效和作废的评分个数与聘用者所得报酬息息相关。

为了检验我们CD-RISC量表的内部一致性，我们计算了样本的Cronbach’s alpha（0.709），它高于内部一致性的阈值0.70，证实了我们的量表具备有效性。我们还使用Kaiser-Meyer-Olkin（KMO）方法进行了额外的分析，以测试我们的CD-RISC量表的准确性，KMO统计值为0.742，处于正常水平0.70—0.79之间。

3.调节变量

选取业绩下滑和行业竞争性作为调节变量，借鉴逯东等（2020）的做法，当该企业净利润较前一年下降，我们判断该企业经历了业绩下滑。参考Haveman等（2017）的研究，使用各行业样本中企业市场份额的赫芬达尔指数来测量行业竞争性。

4.控制变量

参照了已有研究，本文选取了公司规模、净资产收益率、公司负债、公司现金持有量、成长机会、独立董事比例、董事会规模、两职合一、企业上市时间、管理者的个人变量（性别、年龄、学历）作为控制变量，我们也增加了行业和年份的哑变量加以控制。各变量的定义如表1所示。

表1 变量定义

（三）模型构建

本文通过模型（1）来探究管理者心理韧性对企业创新绩效的影响。此外，参考逯东等（2020）的研究，利用模型（2）探究业绩下滑对管理者心理韧性的创新效应影响。最后，使用模型（3）来考察行业竞争性的调节效应。

四、实证结果以及分析

（一）描述性统计

表2报告了样本的描述性统计，管理者的心理韧性均值为5.246，比中位数略高（5.240），创新绩效的均值为1.157，方差为1.440。附表1报告了变量的相关系数结果，我们发现管理者心理韧性和企业创新绩效的相关系数为0.090（p＜0.01），表明两者可能存在正向相关的关系。此外，潜变量的方差膨胀因子（VIF），最大值为2.32，均值为1.33，并不存在多重共线性（为节省篇幅，未做展示）。

表2 描述性统计分析

（二）主效应检验

表3报告了管理者心理韧性对企业创新绩效的多元回归结果。管理者心理韧性与当期企业创新绩效系数为0.600（p＜0.01），见表3第（1）列，表明管理者心理韧性对企业创新绩效有正向影响作用。此外，我们将CEO和董事长进行分组回归，系数分别为0.790（p＜0.01）和0.660（p＜0.01），表明两个核心职位管理者心理韧性均与创新绩效呈正相关关系。由于企业投身研发活动，成果的产出和申请有一定滞后性，我们进一步探究了管理者心理韧性和企业未来两年的创新绩效，管理者心理韧性和企业未来两期的创新绩效系数分别为0.681（p＜0.01）、0.737（p＜0.01），见表3第（4）（7）列，另外相应的分组检验结果也与总样本检验结果相似。以上结果均证实了我们提出的H1，即管理者心理韧性对企业创新绩效有显著正向促进作用。

表3 管理者心理韧性和企业创新绩效回归结果

这一结果证实了Hallak等（2014）和王维等（2021）关于管理者心理韧性和企业创新意愿以及战略的论证，即管理者心理韧性所展现的自信和坚韧是影响企业创新活动开展的重要因素。我们的结果更进一步拓展了管理心理韧性对企业创新绩效的影响，表明管理者心理韧性不仅影响企业的创新活动，更能显著提升企业创新绩效。

（三）业绩下滑的调节效应检验

回归结果如表4所示。从表4第（1）列可以看出，管理者心理韧性、净利润和业绩下滑的交乘项回归系数为0.228，并不显著，表明心理韧性在经历业绩下滑后，对当期创新绩效并没有促进作用。表4第（2）（3）列展示了管理者心理韧性、净利润和业绩下滑的交乘项回归系数分别为0.354（p＜0.1）和0.539（p＜0.01），表明在经过当期业绩下滑的冲击后，更能激发管理者心理韧性特质，做出积极调整，强化了对未来的创新绩效的促进作用，支持了H2。这一结果有效的支持了特质激发理论（黄佩仪和井润田，2018），证实了管理者心理韧性能够帮助管理者在面临困境时积极调整心理状态，利用学习和吸收的能力将失败经验作用于之后的创新活动之中，进而强化了管理者心理韧性对企业创新绩效的正向影响。

表4 业绩下滑的调节效应检验结果

（四）行业竞争性的调节效应检验

为了进一步证实特质激发理论，我们使用交乘项回归来探究行业竞争性对管理者心理韧性和企业创新绩效的调节作用。如表5第（1）（2）（3）列所示，管理者心理韧性与行业竞争性的交乘项回归系数分别为0.653（p＜0.05）、0.759（p＜0.01）和0.608（p＜0.1），表明企业所处行业竞争性越强，越能激发管理者心理韧性特质，积极求变，强化了对企业创新绩效的促进作用，证实了H3。这一结果进一步证实了管理者心理韧性在企业实践中受到情境因素激发影响的论证。行业竞争性的激烈程度对具备较高心理韧性管理者的战略选择具有重要的影响，他们会加强企业创新意愿和尝试，增加组织凝聚力，进而促进了企业创新绩效的提高。

表5 行业竞争性的调节效应检验

（五）进一步研究

正如H1所提及的，高心理韧性的管理者以长期战略为导向，具备较强的创新意愿，更有可能加强企业的研发投入强度，从而有利于企业创新绩效提高。同样，长期战略导向也可能缓解管理层短视问题，从而有利于企业创新活动的立项和实践。基于此，我们将对这两条中介路径进行检验。本文借鉴温忠麟和叶宝娟（2014）的验证方法，利用模型（1）（4）（5）分别验证企业研发投入和管理层短视的中介效应路径。在变量选取部分，采用公司研发投入除于营业收入的方法对研发支出（R&D）进行衡量（杨林等，2018）。参考虞义华等（2018）的研究，以交易性金融资产、可供出售金融资产净额和持有至到期投资净额的总和除以总资产来衡量企业的管理层短视程度。

分别将研发投入和管理层短视代入模型（4）和（5）进行中介检验，检验回归结果如表6第（1）列所示，管理者心理韧性与企业的研发投入的回归系数为0.010（p＜0.1）。后续检验结果如表6第（2）（3）（4）列所示，管理者心理韧性和当期创新绩效的回归系数由0.600变为0.567（p＜0.01），创新绩效未来两期的回归系数分别由0.681变为0.653(p＜0.01)， 0.737变为0.711（p＜0.01）,研发投入与创新绩效的系数分别为3.328（p＜0.01）、2.962（p＜0.01）、2.753（p＜0.01），证明了研发投入在管理者心理韧性和企业创新绩效之间存在中介效应，表明高心理韧性的管理者会增加企业的研发投入，进而促进企业的创新绩效提升，验证了研发投入的中介路径。

表6 R&D的中介效应检验结果

表7第（1）列展示管理者心理韧性与管理层短视的回归系数为−0.012（p＜0.01）,证实了心理韧性强的管理者能够降低管理层短视。如表7第（2）（3）（4）列所示，管理者心理韧性和企业创新绩效的系数分别是0.571（p＜0.01）、0.655（p＜0.01）和0.714（p＜0.01），而管理层短视与企业创新绩效的回归系数分别是−2.458（p＜0.01）、−2.084（p＜0.01）和−1.836（p＜0.01），表明管理者心理韧性改善管理层短视问题，以此促进企业创新绩效，证明了管理层短视的中介路径。

表7 管理层短视的中介效应检验结果

（六）稳健性检验

1.工具变量法

本研究有可能具有潜在的内生性问题，即以创新为导向的企业更偏好雇佣心理韧性强的管理者，存在反向因果问题。我们采用管理者童年是否具有饥荒经历的工具变量法进行内生性检验。原因如下：首先，中国三年大饥荒发生在1959至1961年，它的发生基于早年的自然灾害不可能会影响当今企业的创新绩效，可以作为一个外生变量；其次，婴儿期和童年期的贫困经历能够影响其心理认知和行为（沈维涛和幸晓雨，2014；Labonté等，2012），且个人的早期贫困经历亦会提升其心理韧性（Masten, 2001；Dewald和Bowen，2010），经历饥荒并成为企业核心管理者，一定程度上反映其不惧困境，从低谷中反弹的韧性特质。参考许年行和李哲（2016）、伍香平（2011）和杨继绳（2012）的研究，本文将1947年至1962年出生并且在中国长大的管理者定义为有过童年饥荒经历，Famine取1，反之取0。

在第一阶段，我们加入工具变量Famine并基于Resilience进行回归，由表8第（1）列可知，Famine与Resilience的回归系数为0.042并显著正相关（p＜0.01），符合预期。此外，我们还进一步展示了不可识别和弱工具变量检验的结果，不可识别检验结果为15.829，弱工具变量F值检验为15.698大于10，说明童年饥荒经历作为工具变量的选取有较强的解释力。在第二阶段的回归中，Resilience_Hat对企业当期、未来一期和未来两期的创新绩效回归系数显著为正，表明排除了内生性问题后的研究结论依旧稳健。

表8 工具变量法回归结果

2. Heckman检验

本文选择Heckman两步法以试图排除样本自选择问题。在第一阶段，参考何瑛等（2019）的研究，我们使用Resilience_Dummy（心理韧性大于样本中位数取值为1，反之为0）作为被解释变量，同行业高心理韧性管理者比例（Resilience_ratio）作为外生变量进行Probit回归计算IMR（逆米尔斯比）。在第二阶段，我们将IMR代入模型进行拟合，由表9第（2）（3）（4）列可知，Resilience对企业当期、未来一年、未来两年的创新绩效的具有正向影响，表明管理者心理韧性和企业创新绩效正相关的主要结果依然稳健。

表9 Heckman模型回归结果

3.替换变量法

为了验证结果稳健性，我们使用Ayala和Manzano（2014）的量表对管理者的心理韧性进行测量得到Resilience_adj，并对Patenti,t、Patenti,t+1和Patenti,t+2进行回归分析，结果如表10第（1）（2）（3）列所示，依旧支持我们的研究结果。此外，我们借鉴了逯东等（2020）的研究，对实用型专利和外观型专利的之和加1取自然对数的方法得到Patent_adji,t、Patent_adji,t+1和Patent_adji,t+2，并使用Resilience作为解释变量对其进行回归分析，根据表10第（4）（5）（6）列的回归结果，管理者心理韧性对改变测量后的创新绩效依旧有着显著的促进作用，我们的主效应结果得到了进一步的稳固。

表10 更换自变量和因变量的回归结果

此外，在战略领域，利用二手资料进行文本分析也是测量变量常用的手段，我们参考了乔朋华等（2021）的方法，基于港股上市公司年报中“主席报告”内容，统计心理韧性关键词来间接测量企业董事长心理韧性数据，将其与企业当期、滞后一期和两期的创新绩效进行回归分析，结果依旧稳健，侧面证实了视频打分测量心理韧性的准确性和可靠性①感谢评审专家提出的中肯意见。。鉴于篇幅有限，结果留存备索。

五、研究结论与启示

（一）研究结论

本文以2007—2018期间沪深A股上市公司为样本，通过新兴视频打分技术测量管理者的心理韧性，基于高阶梯队理论和时间导向理论，考察了管理者心理韧性对企业创新绩效的影响机理，并结合特质激发理论探究了情境因素的影响，得出以下结论：（1）管理者心理韧性越强，越能够促进企业创新绩效的提高；（2）在面临业绩下滑和行业竞争性的情境时，管理者心理韧性能够帮助企业抵御压力，增强企业的创新意愿和组织凝聚力，强化了管理者心理韧性和企业创新绩效之间的正向影响；（3）管理者心理韧性通过加强企业研发投入和减弱管理层短视问题这两条路径，促进了企业创新绩效的提高。

（二）研究贡献

本文的研究贡献主要体现在以下三方面：第一，管理者心理韧性作为影响企业决策的重要特质仍缺少相应的关注和探究（Santoro等，2020）。本文以沪深A股上市公司为研究对象，实证检验了管理者心理韧性对企业创新绩效的影响，为管理者心理韧性的相关研究提供了经验证据和有益的补充。第二，随着互联网的飞速发展，管理者访谈视频相对来说更容易获取且具备较高的可用性，通过管理者访谈视频来洞察管理者的心理特质，一定程度上缓解了管理者个体数据难以获取和自我测量误差的现实困局（Fung等，2020）。本文以新兴视频打分方法来刻画企业管理者心理韧性，对管理者个人特质量化具有重要的参考价值。第三，管理者心理韧性的经济后果的研究起步不久，本文进一步响应了Santoro等（2020）和Bullough等（2014）“对各国家和地区管理者心理韧性给予更细致研究”的呼吁，采用大样本数据量化方法，系统检验了中国背景下管理者心理韧性对企业创新绩效的影响机理、作用路径以及边界效应，该研究结论丰富和拓展了管理者心理韧性经济后果的相关研究。

（三）实践启示

上述结论的启示在于：（1）在新时代背景下，企业家精神既是推进企业创新发展的强大动力，也是助力我国经济高质量发展的关键因素。管理者心理韧性所展现的坚韧和积极求变正是企业家精神的有力体现，也是企业勇于推动技术创新、市场创新、生产组织创新的精神驱动力。（2）管理者心理韧性能够增强企业创新意愿，并提升企业创新能力和核心竞争力。国家和企业应关注管理者心理韧性这一特质，注重选人用人及心理韧性的培养问题。（3）全球COVID-19疫情的阴霾难以消散，国际形势对我国企业创新能力提出了更高的要求。企业应当鼓励管理者积极参与创新活动，建立长远的战略文化导向，消除短视主义，给予创新过程中的尝试和失败足够容忍度，进而发挥管理者心理韧性在困境下的创新效应，保证企业创新目标函数不被短期利益所扭曲，从而保障企业创新活动的有效开展和成果转化。

（四）研究不足和展望

本研究丰富了管理者心理韧性与企业创新绩效的关系，但仍存在一些局限和不足：首先，被测者对量表问题的警惕可能导致的结果偏差。本研究仅以视频打分来规避该问题，后续研究还可增加除视频之外的方式。例如，收集管理者社交媒体内容、内部信件和年报中相关二手数据对管理者进行多角度的、更全方面的描绘，进一步完善测量的维度。其次，本研究受人工收集数据难度的限制，未来可增加数据量，结合数字化转型时代背景抑或新冠疫情的影响因素，探索管理者心理韧性对企业造成的其他可能的影响，进一步丰富管理者心理韧性的研究，为促进中国企业发展提供新的经验证据。