倫蕊，河南財經政法大學 工商管理學院， 河南 鄭州 450046

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研發(fā)逐利、風險控制與管理者經驗

倫蕊，河南財經政法大學 工商管理學院， 河南 鄭州 450046

管理者的經驗水平會顯著影響研發(fā)的績效與風險，但這種影響力的大小和方向在管理者職業(yè)生涯的不同階段并不一致。本文以2006年-2014年我國的高新技術類上市公司為樣本，以管理者經驗為門檻變量，構建研發(fā)投入影響企業(yè)收益、風險的動態(tài)面板門檻估計模型。研究發(fā)現(xiàn)：研發(fā)投入對企業(yè)收益的影響呈現(xiàn)非線性特征，當總經理職齡跨越門檻值5.79年時，研發(fā)投入對企業(yè)收益的作用由顯著為正轉向顯著為負；研發(fā)投入對企業(yè)風險的影響也呈現(xiàn)非線性特征，當總經理職齡跨越門檻值1.84年時，研發(fā)投入對企業(yè)風險的作用由顯著為正逆轉為顯著為負。本研究拓展了關于企業(yè)R&D活動的研究視角，有助于對管理者的經驗價值進行澄清與意義重估，對于我國高新技術企業(yè)的高管任期設置、相關主管部門的政策支持等亦有所啟發(fā)。

研發(fā)； 管理者； 經驗； 收益； 風險

一、引言

在現(xiàn)代漢語中，經驗(experience)意為在事件或活動中得到的知識與技能。哲學家亞里士多德就是一個經驗論者，他認為人類的每個觀念都必定且直接來源于感覺經驗。近代以來的經驗論哲學充分肯定經驗對于求知的工具性價值，他們認為，所有的知識和真理都離不開經驗，離不開行動；只有通過積極主動的活動去獲取“與經驗結合在一起的知識，才是真正的知識”。換言之，只有通過“做”得來的知識，才是真正的知識。

經驗是一種能夠產生價值的“知識”，但我們還不能將經驗簡單地等同于財富。上世紀90年代，美國企業(yè)界就流行著一種理念：“要想搞垮一個企業(yè)，只要往那里派一個具有40年管理經驗的主管就行了?！边@一用人理念深刻地影響著那個時代的企業(yè)家們，成為促使海爾推行“管理層年輕化”的重要依據(jù)。那么，主管的“40年管理經驗”又是因何被看成企業(yè)發(fā)展的一劑毒藥呢？究其原因，也許就在于一些主管把一時一地的成功經歷當做具有普適價值的經驗?？梢?，經驗既然是一種認識或判斷，它要想保有自身的價值就需要不斷更新，否則就成為保守的代名詞。

經驗對人的雙重影響早在1927年就被英國心理學家斯皮爾曼(Spirman)通過行為科學實驗證實。經驗是一把雙刃劍，它發(fā)揮積極作用時是一種無價的財富，發(fā)揮消極作用時又成為無形的“毒藥”。進入新世紀以來，研發(fā)競賽日益成為企業(yè)競爭的焦點，這迫使管理者必須在研發(fā)活動中以更小的風險概率博取更大的創(chuàng)新收益，而這項艱巨任務的實現(xiàn)離不開管理者經驗的正確運用。有鑒于此，本文以上市公司的研發(fā)活動為背景，研究管理者經驗在企業(yè)獲取研發(fā)收益和規(guī)避研發(fā)風險這兩個方面發(fā)揮作用的門檻效應，探討經驗帶來的積極效應和消極效應的前提條件與作用機理，以期為企業(yè)的高管聘任提供決策借鑒。

本文可能的創(chuàng)新之處主要體現(xiàn)在：一是從研究對象來看，目前以企業(yè)一般經營活動為背景，研究管理者經驗價值的文獻相對較多，而以企業(yè)研發(fā)活動為背景，研究管理者經驗價值的文獻很少；研究管理者經驗如何幫助企業(yè)實現(xiàn)盈利的文獻相對較多，而研究管理者經驗如何幫助企業(yè)控制風險的文獻很少。而更讓人困擾的是，現(xiàn)有研究結論之間還存在著明顯分歧。筆者認為，在以高收益、高風險著稱的研發(fā)活動中，或許管理者的經驗價值更容易得到彰顯。因此，本文有別于傳統(tǒng)研究，以企業(yè)研發(fā)活動為背景討論管理者的經驗價值問題，并期望能夠解釋現(xiàn)有研究結論的不一致之處。二是從研究方法來看，由于常用的交叉項模型和分組檢驗方法均存在局限，本文以管理者經驗為門檻變量，構建研發(fā)投入對企業(yè)收益、企業(yè)風險影響的動態(tài)面板門檻估計模型。當我們以管理者職齡作為管理者經驗的替代變量時，實證檢驗證明確實存在最優(yōu)的管理者職齡區(qū)間，并且該結論的穩(wěn)健性與可靠性也得到證實。

二、文獻述評、理論發(fā)展與假設提出

本文在文獻梳理的基礎上，探討研發(fā)投入、企業(yè)收益、企業(yè)風險與管理者經驗之間的關聯(lián)關系，并提出相關假設。

1.企業(yè)研發(fā)活動的收益與風險研究

(1)研發(fā)投入與企業(yè)收益的關系研究

通過研發(fā)活動形成的獨特技術資源是企業(yè)持續(xù)成長的根本動力[1]33，當前已有大量實證研究支持研發(fā)投入與企業(yè)收益(主要包括銷售收入、利潤及其增長)正相關的結論[2]19[3]46。但研發(fā)投入并非越多越好，研發(fā)增加了產品多樣性，因而研發(fā)投入的規(guī)模效應會被同質產品增加所產生的競爭效應抵消[4]495。另外，研發(fā)投入還會擠占企業(yè)的市場推廣資金，使得研發(fā)支出難以產生足夠的產品市場溢價來作為補償?？梢姡斞邪l(fā)投入強度超過某個拐點后，很可能無法帶來同等比例的績效提升。周亞虹、許玲麗[5]102和Yeh et al.[6]389的研究均證實研發(fā)投入與績效之間存在倒U形曲線關系。Wang[7]51和戴小勇、成力為[8]1708也都發(fā)現(xiàn)企業(yè)研發(fā)投入存在閥值。

關于研發(fā)投入與經濟績效間的關系，盡管多數(shù)學者認同正相關或倒U形曲線關系，但也存在不少爭議。有人指出這種正相關性并不穩(wěn)定[9]185，有人發(fā)現(xiàn)研發(fā)投入與企業(yè)盈利無關[10]109，甚至還有人證實了存在顯著的負相關關系[11]693。近年來，一些學者嘗試從調節(jié)變量的角度解釋這些差異，已經證實具有調節(jié)作用的變量包括企業(yè)生命周期、企業(yè)規(guī)模、決策者風險態(tài)度、公司治理機制、既有知識資本、企業(yè)所有權性質、行業(yè)特質等[12]161 [13]82 [14]83。

(2)研發(fā)投入與企業(yè)風險的關系研究

從創(chuàng)意的產生到市場價值的實現(xiàn)，其間存在著一個漫長的過程。正是這種漫長時滯使得創(chuàng)新過程充斥著各種不確定性，形成了研發(fā)風險[15]13。研發(fā)風險可以分為技術開發(fā)風險和技術應用風險兩類[16]561。研發(fā)投入的增長會擠占市場開拓費用，放大技術應用風險，但投入增長也帶來實驗設備的改善，弱化技術開發(fā)風險。同時，投入的增長往往意味著項目的難度和風險攀升，但項目的高難度和高風險又會迫使一些對手退出研發(fā)競賽?？梢姡谘邪l(fā)投入增長的過程中，各種風險因素綜合作用的結果難以確定。相應地，實證領域的結論也頗有爭議。張信東以固有商業(yè)風險、財務杠桿強度和經營杠桿強度作為企業(yè)風險的測度指標，證明了研發(fā)投資與企業(yè)風險之間的顯著負相關關系[17]22。但Ho et al.使用同樣的風險測度指標，卻發(fā)現(xiàn)研發(fā)密度與公司的系統(tǒng)風險呈正相關關系[18]393?？傮w來看，相對于研發(fā)投入的收益研究來說，當前風險領域的研究探索還比較少，但結論矛盾的問題同樣存在。未來研究或許也需要從調節(jié)效應、門檻效應等角度去嘗試消除這些分歧。

2.企業(yè)的逐利與避險：管理者經驗的影響

經驗是管理者的一種傳記性特征，是我們理解管理者的媒介與關鍵。但長期以來，關于管理經驗的屬性及價值，學界并不明晰。因此，對經驗價值進行澄清并重估其管理意義就顯得非常必要了。

(1)管理者經驗對企業(yè)逐利能力的影響

觀點1 積極影響。根據(jù)Hambrick & Mason的高層梯隊理論，有經驗的管理者更善于處理企業(yè)運作的不確定性和模糊性，更容易獲得有效實施企業(yè)戰(zhàn)略的信息和資源，更懂得如何協(xié)調任務導向和關系導向的領導行為，從而實現(xiàn)高水平的企業(yè)業(yè)績[19]193。在實證研究中，林朝南、林怡[20]100和曹廷求、段玲玲[21]97分別以年齡、職齡作為管理者經驗的代理指標，證實了管理者經驗與非效率投資行為負相關，與經營績效正相關。李巍、許暉[22]40從中介效應的視角驗證了管理者經驗對于企業(yè)績效的積極影響。研究發(fā)現(xiàn)，管理者的國際化經驗通過推動企業(yè)形成準確反映市場現(xiàn)狀和發(fā)展趨勢的產品戰(zhàn)略，從而提高出口績效。

觀點2 可能是積極影響，也可能是消極影響。經驗的累積在帶來收益的同時也帶來困擾。擁有豐富經驗的管理者在價值判斷方面較他人更為明智和清晰，但過度的經驗儲備也會導致管理者難以接受新事物和新觀念，并使企業(yè)錯失機遇。由于現(xiàn)有研究常在同一文獻中使用多種“經驗”代理指標，而不同代理指標對企業(yè)績效的影響或側重于積極方面，或側重于消極方面，因而出現(xiàn)了大量“積極影響與消極影響并存”的模棱兩可的研究結論。例如，徐經長[23]58、吳斌[24]78、張建君[25]12分別以我國上市公司、風險投資企業(yè)和私營企業(yè)為研究樣本，均發(fā)現(xiàn)“管理者年齡與企業(yè)績效負相關，而職齡與企業(yè)績效正相關”。Liu et al.[26]1349和Orlando et al.[27]1078發(fā)現(xiàn)管理者職位任期(position tenure)與行業(yè)任期(industry tenure)的作用方向不同。Hoffmana et al.[28]287發(fā)現(xiàn)管理者和“在組織內的任期”和“在其工作團隊中的任期”也存在不同的作用方向。

觀點3 從初期的積極影響演變?yōu)楹笃诘南麡O影響。被既有經驗過度武裝的管理者會形成日益固化的思維模式和工作風格，其綜合新信息和把握戰(zhàn)略機會的能力也相應趨弱[29]149。可見，對于管理者來說，適當?shù)慕涷瀮涫秦敻?，過度的經驗累積則可能是負擔。在Hambrick和Fukutomi提出的總裁生命周期五階段模型中，總裁在任期中形成具有階段性特征的注意集中點、行為模式等，最終引發(fā)公司績效的階段性分布[30]193。

觀點4 無顯著影響。任期延長帶來的人力資本積累可能被工作積極性下降的消極效應所抵消。Thomas 和Feldmanb用核心任務績效、公民行為、創(chuàng)造性和創(chuàng)新能力表示工作績效的四個方面。結果發(fā)現(xiàn)，任期與以上四方面工作績效之間不存在線性或非線性關系[31]305。潘敏[32]133、何韌[33]109、王凱[34]70、劉德強[35]419分別以美國商業(yè)銀行、中國1 109家非上市企業(yè)、中國建筑類上市公司、鄉(xiāng)鎮(zhèn)鋼鐵企業(yè)為研究樣本，發(fā)現(xiàn)管理者年齡、職齡對企業(yè)績效無顯著影響。

綜上所述，在企業(yè)經營活動中，管理經驗的積淀有助于化解個人偏好、信息過濾等負面因素對于信息解讀方式的影響，提高管理決策的科學性。但當管理者經驗“超載”后，會漸漸缺乏創(chuàng)新和變革意識，其綜合新信息和把握戰(zhàn)略機會的能力也相應趨弱。由于研發(fā)投資是企業(yè)諸多經營活動中最具代表性的一種，其中的經驗價值發(fā)揮也應符合上述規(guī)律。因此，本文提出假設：

假設1 當管理者經驗超過一定“門檻值”后，研發(fā)投入與企業(yè)收益之間的正向關聯(lián)關系將會發(fā)生逆轉，出現(xiàn)伴隨著投入增長而收益下降現(xiàn)象。

(2)管理者經驗對企業(yè)避險能力的影響

觀點1 積極影響。從風險偏好的角度來看，年輕的管理者更有能力學習和整合各種信息，他們有著擴張企業(yè)規(guī)模以提升自身對企業(yè)自主權的強烈動機，表現(xiàn)為激進的投資策略和風險偏好的投資風格[36]319。而高年齡、高職齡的管理者則往往有著較低的風險傾向[37]89；從風險應對能力的角度來看，有經驗的管理者駕馭風險的能力顯著增強。Hutzschenreuter 和Horstkotte在德國企業(yè)中發(fā)現(xiàn)，高管團隊經驗有助于化解國際化擴張過程中的文化差異風險[38]259。張兆國、劉永麗、談多嬌驗證了上市公司高管經驗對會計穩(wěn)健性的積極影響[39]11。

觀點2 消極影響。經驗很可能成為導致管理者過度自信的重要因素。Griffin和Tversky提出，當證券市場的可預測程度很低時，專家比新手更容易過度自信[40]411。饒育蕾，賈文靜發(fā)現(xiàn)任期長的CEO傾向于過度自信[41]1161。劉彬發(fā)現(xiàn)具有其他企業(yè)高管從業(yè)經驗的CEO在上任后更傾向于負債融資[42]56。

觀點3 視具體情況而定。江偉、黎文靖[43]64的研究結果表明：擁有財會類工作背景的總經理傾向于低估公司陷入財務困境的可能性，而擁有技術類工作背景的總經理的過度自信行為相對較弱。Malmendier et al.發(fā)現(xiàn)，在成長過程中經歷過大蕭條的CEO們更傾向于避免過度負債，而有著軍隊生活經驗的CEO們喜歡更具有進攻性色彩的過度負債運營[44]1687。

綜上所述，任職初期的經驗累積迅速增強著管理者的自信心，此時的管理者急于展現(xiàn)能力，樹立威望，因而經驗的積淀會導致越來越激進的投資策略。而到了任期的中后階段，風險性投資的高回報很可能難以在任期內實現(xiàn)。與此同時，經驗豐富的管理者對投資項目可能面臨的風險也更加深思熟慮，此時管理經驗開始在遏制風險方面發(fā)揮積極作用?；谏鲜龇治?，本文提出假設：

假設2 當管理者經驗超過一定“門檻值”后，研發(fā)投入與企業(yè)風險之間的正向關聯(lián)關系得以逆轉，出現(xiàn)伴隨著投入增長而風險下降現(xiàn)象。

三、研究設計

1.模型設定與變量定義

由理論分析可知，雖然研發(fā)活動可以影響企業(yè)的收益與風險，但其效果的發(fā)揮在很大程度上還要依賴于決策者的經驗。在以往研究中，考察通過影響某一變量從而對被解釋變量產生差異影響的因素時，多采用兩種方法：一是分組檢驗，該方法先驗地選擇分割點將樣本分為若干組。分組標準的主觀性導致該方法難以準確反映各因素對被解釋變量的影響，也無法對回歸結果的差異性進行顯著性檢驗。二是交叉項模型，即建立包含交叉項的線性模型以考察變量間的相互作用。該方法僅在所測定指標的影響為單調遞增或單調遞減的情況下適用，并且它同樣無法對門檻效應進行顯著性驗證。有鑒于此，本文采用Hansen提出的非線性面板門檻回歸模型檢驗管理者經驗價值的門檻效應[45]345。

門檻回歸模型的實質是捕捉某一變量可能發(fā)生跳躍的臨界點，即通過選擇某一觀測值作為門限變量，按照最優(yōu)門限值將回歸模型區(qū)分為兩個或兩個以上的區(qū)間，各區(qū)間由不同的回歸方程表示，繼而比較各個方程回歸系數(shù)的異同。與以往的外生分組或交叉項方法相比，門檻面板回歸具有兩個優(yōu)勢：一是不需要給定方程的非線性形式，且門檻值及其數(shù)量完全由樣本內生決定；二是提供了漸進分布理論來建立門檻參數(shù)的置信區(qū)間，并且可以用自抽樣(bootstrap)方法來估計門檻值的顯著性。

為了驗證管理者經驗對企業(yè)研發(fā)投入的效果是否存在門檻效應，本文將管理者經驗門檻值作為未知變量引入模型，分別構建研發(fā)投入對企業(yè)收益、企業(yè)風險的單門檻估計模型。模型具體表述如下(雙重及多重門檻模型可由其擴展得到，本文不再贅述)。

Benifiti，t=α0+α1Benifiti，t-1+α2RDIi，t·I(exp≤γ)+α3RDIi，t·I(exp>γ)+∑αiXi，t+ui+εi，t

(1)

Riski，t=β0+β1Riski，t-1+β2RDIi，t·I(exp≤η)+β3RDIi，t·I(exp>η)+∑βiXi，t+vi+ei，t

(2)

其中，exp為門檻變量；γ和η為待估的門檻值；I(·)為示性函數(shù)，如果括號中的表達式為真，I取1，反之，I取0；下標(i，t)表示第i個觀測單元第t期的相應指標；αi和βi(i=1，…，8)為待估的回歸系數(shù)，ui和vi為非觀測個體的固定效應，εi，t和ei，t為隨機擾動項。變量size、age和exp的數(shù)值在不同樣本點間差異較大，已作對數(shù)處理?；谄髽I(yè)收益與風險變化的慣性特征，將被解釋變量的滯后項也作為解釋變量。

Benifiti,t和Riski,t為被解釋變量。Benifit表示企業(yè)收益。當前研究大多采用銷售利潤率(ROS)、凈資產收益率(ROE)或總資產報酬率(ROA)度量企業(yè)收益?？紤]研發(fā)投入的效果主要反映在公司銷售業(yè)績上，同時ROE和ROA指標易受資本、股本結構變動的影響，因而本文采用ROS指標衡量企業(yè)效益。ROS為稅后凈利潤與銷售額之比。

Risk表示企業(yè)風險。由于經營風險易受市場供求、經濟形勢、產業(yè)政策等外在因素的影響而難以準確衡量，因此本文主要從財務風險的角度，使用股權價值波動率指標評估企業(yè)風險。上市公司的股權價值波動率用流通股票的股價波動率來衡量。我們收集樣本公司的全年日收盤價數(shù)據(jù)，計算出股票日收益率的標準差，再按年均 244 個交易日折算為年化波動率。

RDIi,t是門檻依賴變量，表示企業(yè)的研發(fā)投入強度，為研發(fā)支出與主營業(yè)務收入之比?？紤]企業(yè)收益、風險的現(xiàn)實狀況作為企業(yè)資源條件和風險傾向的體現(xiàn)，也能對企業(yè)的R&D投入決策產生影響，加之研發(fā)投入的長周期特性及其可能存在的滯后性影響，以及使用當期的R&D強度指標進行估計可能會產生內生性偏誤問題，因此本文實際用到的是滯后一期的研發(fā)支出數(shù)據(jù)。

exp是門檻變量，表示管理者經驗。從當前我國上市公司的治理結構來看，總經理的意志往往代表著高管團隊的意志，因而本文用總經理經驗值表示企業(yè)管理者的經驗水平。在實證研究中，最常用的經驗代理指標是年齡與職齡，其中的職齡又被進一步劃分為崗位職齡與行業(yè)職齡[27]。因此，本文為總經理經驗選擇了三種代理指標：①總經理年齡(exp1)，用總經理實際年齡的自然對數(shù)表示；②總經理的狹義職齡(exp2)，用總經理在本企業(yè)本崗位實際任職時間的自然對數(shù)表示；③總經理的廣義職齡(exp3)，用總經理在本行業(yè)實際任職時間的自然對數(shù)表示，該指標包含了管理者在本行業(yè)其他企業(yè)的任職經歷。

Xi,t表示系列控制變量。經驗價值的衡量需要充分考慮組織內、外部的環(huán)境條件，本文選取企業(yè)規(guī)模(size)、企業(yè)年齡(age)、資產負債率(DAR)、最終控制人類型(control)、資產屬性(attribute)等變量，用以控制企業(yè)和行業(yè)特質對于管理者經驗發(fā)揮的外在影響。其中，size為企業(yè)總資產的自然對數(shù)；age為公司成立年數(shù)的自然對數(shù)；DAR為資產負債率；control是虛擬變量。若企業(yè)第一大股東所持股份的性質屬于國有則取1，否則為0；attribute為無形資產余額與總資產之比。

2.數(shù)據(jù)說明

由于一般上市公司的研發(fā)支出數(shù)據(jù)大量缺失，而那些連續(xù)、規(guī)范地公布研發(fā)信息的公司多為高新技術企業(yè)，因而本文最終決定以高新技術企業(yè)為研究樣本。現(xiàn)有研究多依據(jù)行業(yè)代碼對高新技術上市公司進行選樣，本文認為這種界定標準比較含混，因而僅選取經國家正式認定的公司樣本，將年報中明確聲明為“經認定的高新技術企業(yè)”，并因此而享受稅收優(yōu)惠或政府補助的公司確定為樣本，由此初步得到來自滬深主板和中小企業(yè)板的441家公司樣本。進一步的篩選主要剔除了以下樣本：①財務報告審計意見非標準；②財務狀況異常的ST、*ST及PT公司；③數(shù)據(jù)不完備者；④不符合基本邏輯關系的記錄；⑤資產負債率大于1，即理論上已破產的公司；⑥上市時間少于3年和在研究期內退市者；⑦總經理在本行業(yè)本崗位任職不足1年的企業(yè)(若總經理任職時間過短，對于企業(yè)收益和風險的影響可能較為有限)。經過以上篩選程序，最終得到335個高新技術上市公司樣本。

為確保會計信息的一致性和公允性，本文僅使用《新會計準則》實施后的年報數(shù)據(jù)，所涉及時段為2006年-2014年。由于《新會計準則》對于研發(fā)費用的披露并沒有強制性的詳細規(guī)范，因而上市公司的信息披露隨意性較大，本文的數(shù)據(jù)來源也較為復雜。我們首先在《年報》的財務報表附注中查找企業(yè)的研發(fā)支出本期增加額。對于沒有通過上述途徑披露研發(fā)支出的企業(yè)，再從年報附注中查找“支付的其他與經營活動有關的現(xiàn)金、管理費用、預提費用、長期待攤費用、待攤費用”這五個項目，其明細項目主要包括研究開發(fā)支出、研究開發(fā)費、開發(fā)設計費、科研開發(fā)費用、技術開發(fā)費、技術研究費、新產品試制費等。

按照慣例，對于未設立總經理職位的公司，以總裁或首席執(zhí)行官替代。同時聘請兩名以上總經理的公司，取各人職齡的平均值。對于屆滿連任和間斷性任職的總經理，分別進行了各界任期的累加和各段任期的累加。

本文數(shù)據(jù)主要來源于銳思數(shù)據(jù)庫和國泰安數(shù)據(jù)庫?？偨浝韽V義職齡主要通過查閱新浪財經、百度百科、巨潮資訊等門戶網站手工收集，并結合上市公司的招股說明書進行了抽樣核對和必要的補充，對于數(shù)據(jù)有出入的地方以公司年報和新浪財經為準。為降低異常值的影響，對主要連續(xù)性變量進行了上下各1%的Winsorize縮尾處理。

四、實證分析

1.模型估計方法

2.變量內生性檢驗及處理

在估計動態(tài)面板門檻模型之前先要檢驗各變量的內生性。我們分別采用Benefiti,t和Riski,t作為被解釋變量，以其余變量的滯后一期項作為工具變量。先運用面板數(shù)據(jù)工具變量的兩階段最小二乘法(2SLS)逐一對各變量進行回歸，然后分別進行基于同方差假設的Hausman檢驗和基于異方差假設的DWH檢驗。檢驗結果如表1所示。拒絕“解釋變量是外生的”原假設的變量包括研發(fā)投入、資產負債率、資產屬性、企業(yè)規(guī)模、企業(yè)年齡。

為有效解決面板數(shù)據(jù)變量的內生性問題，本文依據(jù)檢驗結果，將內生性變量的當期值作為被解釋變量，以變量的滯后一期項和其他能夠解釋該變量的變量作為解釋變量，采用面板數(shù)據(jù)最小二乘法進行估計和預測，獲得相應變量的預測值，并采用預測值替代該內生變量代入動態(tài)面板門檻模型進行估計。

表1 變量的內生性檢驗

注：表中數(shù)據(jù)為統(tǒng)計量的P值

3.門檻效應檢驗

考慮結果的穩(wěn)健性，我們同時估計了動態(tài)面板門檻模型和靜態(tài)面板門檻模型。鑒于企業(yè)收益與風險存在的慣性演變特征，我們以動態(tài)面板門檻的估計結果為主進行分析闡述，以靜態(tài)面板門檻模型作為穩(wěn)健性結果進行對照。

表2報告了研發(fā)收益模型及研發(fā)風險模型的門檻效應檢驗結果，模型中的門檻變量有總經理年齡、總經理狹義職齡、總經理廣義職齡三種設定方式。從表2可知，當采用總經理狹義職齡作門檻變量時，對于企業(yè)研發(fā)收益和研發(fā)風險來說，均存在單一門檻效應。上述結果均在1%的顯著性水平上通過檢驗。而采用總經理年齡和總經理廣義職齡作為門檻變量時，未能通過顯著性檢驗。

4.門檻模型回歸分析

分別對研發(fā)收益和研發(fā)風險門檻模型進行參數(shù)估計與分析。經過形如式(1)和(2)中的示性函數(shù)變換，門檻模型Ⅰ-Ⅳ均包含兩個分別代表不同總經理職齡區(qū)間的研發(fā)支出變量，用于捕捉研發(fā)支出對企業(yè)收益和企業(yè)風險的非線性影響。

表2 面板門檻效應檢驗

注：*、**和***分別表示在 10%、5%和 1%的顯著性水平下顯著，下同。P值為采用bootstrap重復抽樣500次后得到

表3 動態(tài)面板門檻模型估計結果

注：括號內為t統(tǒng)計量，下同

由表3可知，動態(tài)面板門檻模型與靜態(tài)面板門檻模型所估計的門檻值非常接近，這在一定程度上說明了結果的穩(wěn)健性。被解釋變量滯后項均顯著為正，說明企業(yè)的盈利與風險具有持續(xù)性特征。

在研發(fā)收益模型Ⅱ中，門檻值5.79年將觀測值分隔為兩個區(qū)間，研發(fā)投入與企業(yè)收益之間不是簡單的線性關系，而是由總經理職齡分隔的分段函數(shù)。當總經理職齡越過門檻值5.79年時，研發(fā)投入對企業(yè)收益的作用由顯著為正轉變?yōu)轱@著為負。這與吳成頌等提出的“高管任期與銀行創(chuàng)新能力之間存在關系轉折點(第7年)”的結論有相似之處[49]24。這說明，經驗對于管理者來說可謂是一把“雙刃劍”，隨著總經理職齡的積累，研發(fā)投入對企業(yè)收益的作用會由正轉負。至此，假設1得到驗證。

從研發(fā)風險模型Ⅳ可知，當總經理職齡越過門檻值1.84年時，研發(fā)投入對企業(yè)風險的作用由顯著為正轉變?yōu)轱@著為負。這說明，總經理經驗對于企業(yè)風險水平的影響也是非線性的，隨著總經理職齡的積累，研發(fā)投入對企業(yè)風險的作用也會由正轉負。至此，假設2得到驗證。

根據(jù)上述結論，我們進一步將總經理的任職經歷劃分為三個典型階段：①當總經理職齡≤1.84年時，新官上任的總經理需要展示能力，一旦累積經驗就會逐步提高研發(fā)項目的風險水平，以期博取較高收益。此時的研發(fā)活動出現(xiàn)投入、收益、風險的同向增長，這非常符合研發(fā)活動“高收益-高風險”的基本特性。②當總經理職齡∈(1.84年，5.79年]時，管理活動日益駕輕就熟，經驗價值充分彰顯，出現(xiàn)研發(fā)收益增長而風險下降的現(xiàn)象，亦即研發(fā)收益-風險的退耦現(xiàn)象，這一階段可謂是總經理任職的黃金時期。③當總經理職齡>5.79年時，任職初期的新鮮感、表現(xiàn)欲、進取精神逐漸衰減，守成求穩(wěn)的保守心態(tài)逐漸占了上風。此時經驗開始體現(xiàn)出負價值，總經理謹慎地涉足一些已有運營經驗的、低風險-低收益型穩(wěn)健項目，研發(fā)活動出現(xiàn)收益與風險的同向下降趨勢。

控制變量的符號大多符合常理：高新技術企業(yè)的規(guī)模效應得到驗證；利用資金杠桿確實能夠帶來經濟收益，但也擴大了財務風險；注重知識資本前期積累的公司能夠從中獲益；國有控股企業(yè)普遍存在的代理人缺位和管理層激勵不足等問題，弱化了企業(yè)的逐利動機，滋生出“不求有功，但求無過”的消極心態(tài)，使得企業(yè)風險得到更好的控制。需要特別說明的是，企業(yè)年齡的增長不僅不能增進效益，反而放大了風險，這一結論暴露出許多上市公司粗放成長的問題。企業(yè)的日益發(fā)展需要戰(zhàn)略指引，需要組織結構、文化氛圍的適應性變革，不能與時俱進的企業(yè)將被“成長的煩惱”深深困擾。

5.穩(wěn)健性檢驗

本文進行了以下的穩(wěn)健性檢驗以增強結論的可信度。

(1)改變被解釋變量的表達方式

評價企業(yè)財務風險的方法一般有兩種：一是依據(jù)股票收益波動率、貝塔系數(shù)等資本市場數(shù)據(jù)，二是使用利潤波動率、負債比例等會計數(shù)據(jù)。為保證結果的穩(wěn)健性，本文進一步使用美國學者Altman提出的具有廣泛影響力的Z值模型評估企業(yè)財務風險[50]589?？紤]該模型對中國市場的解釋力存在爭議，本文使用的是Altman et al.于2007[51]年專門針對中國上市公司提出的修訂版ZChinaScore模型。由于Z值越大則企業(yè)財務風險越小，因此Risk變量的實際取值Z*經過如下標準化處理：

Z*=(Zmax-Z)/(Zmax-Zmin)

ZChinaScore 的計算公式為：

(3)

本文將管理者經驗門檻值作為未知變量引入模型，構建研發(fā)投入對企業(yè)ZChina值的動態(tài)面板門檻模型。經檢驗，當采用總經理狹義職齡作為門檻變量時，企業(yè)研發(fā)投入對于企業(yè)風險存在單一門檻效應，該結果至少在5%的顯著性水平上通過檢驗。具體門檻值的估計結果為2.93年，95%的置信區(qū)間為[2.00年，3.35年]。接下來的動態(tài)面板門檻模型估計結果顯示，兩個代表不同總經理職齡的研發(fā)支出變量均顯著影響企業(yè)收益，并且研發(fā)支出對企業(yè)風險的影響在總經理職齡跨越門檻值后由顯著為正(系數(shù)值2.08，P=0.00)轉變?yōu)轱@著為負(系數(shù)值-0.83，P=0.05)。這說明總經理所積累的風控經驗使企業(yè)研發(fā)活動的風險由強變弱。

需要特別說明是，ZChina值模型的門檻值大于企業(yè)風險模型Ⅳ(以股價波動率為被解釋變量)中的門檻值估計結果1.84年。究其原因，ZChina值雖說是企業(yè)財務風險的評判指標，但其中所涉及的總資產收益率和主營業(yè)務增長率指標又是對企業(yè)盈利能力的考量，因此該指標實際上包含著市場對公司避險能力和盈利能力的全方位評價。ZChina值模型的門檻估計值介于企業(yè)收益模型的門檻值和企業(yè)風險模型的門檻值之間，也在情理之中。由此可知，本文中研發(fā)投入影響企業(yè)收益、風險的總經理職齡門檻模型的回歸結果是穩(wěn)健的。

(2)建立交互項模型

交互項模型也是用來考察變量調節(jié)作用的常用方法之一。為此，本文在模型Ⅱ和模型Ⅳ的基礎上重新構建包含研發(fā)投入與總經理職齡交互項的線性模型。采用被廣泛用于解決內生性問題的系統(tǒng)廣義矩估計(Sys_GMM)方法進行參數(shù)估計，所有回歸均為Sys_GMM兩步法估計結果。模型具體表述如下。

Benifiti，t=α0+α1Benifiti，t-1+α2RDIi，t+α3lnexpi，t+α4RDIi，t*lnexpi，t+α5lnsizei，t+α6lnagei，t+α7DARi，t+α8controli，t+α9attributei，t+ui+εi，t

(4)

Riski，t=β0+β1Riski，t-1+β2RDIi，t+β3lnexpi，t+β4RDIi，t*lnexpi，t+β5lnsizei，t+β6lnagei，t+β7DARi，t+β8controli，t+β9attributei，t+vi+ei，t

(5)

結合表4中的Arellano-Bond檢驗和Hansen檢驗結果，可以認為采用一階自回歸的動態(tài)面板模型是合理的，工具變量的選擇是可靠的，Sys_GMM估計有效。

表4 全樣本交互項估計結果

在企業(yè)收益模型Ⅴ中，研發(fā)投入對企業(yè)收益的總影響為0.448-0.232lnexp，表明當總經理職齡較短時，研發(fā)投入對企業(yè)收益的總影響為正；隨著總經理職齡突破門檻值后，研發(fā)投入對企業(yè)收益的總影響變?yōu)樨摚浑S著總經理職齡的進一步提高，研發(fā)投入對企業(yè)收益的提升作用越來越小。在企業(yè)風險模型Ⅵ中研發(fā)投入對企業(yè)風險的總影響為0.115-0.126lnexp，表明當總經理職齡較短時，研發(fā)投入對企業(yè)風險的總影響為正；當總經理職齡跨越門檻值后，研發(fā)投入對企業(yè)風險的總影響變?yōu)樨?；隨著總經理職齡的增長，研發(fā)活動的風險水平日益下降。由此，交互項模型的檢驗結果也表明，本文中研發(fā)投入影響企業(yè)收益、風險的總經理職齡門檻模型的回歸結果是穩(wěn)健的。

(3)分組檢驗

我們依據(jù)總經理職齡的25%分位點(1.71年)、50%分位點(3.35年)和75%分位點(5.78年)將樣本分組，以對比門檻參數(shù)估計與分組估計的結果。分組檢驗的結果如表5所示，表中所有模型均采用動態(tài)面板Sys_GMM進行估計。

分組檢驗的結果表明，隨著總經理任職時間的累積，企業(yè)研發(fā)活動的獲益水平與風險水平都處在不斷地變化之中。其中，研發(fā)投入與企業(yè)收益的關系逐漸從顯著的正相關演變到不顯著的負相關，再到顯著負相關；研發(fā)投入與企業(yè)風險的關系同樣從顯著正相關最終演變成為顯著負相關。通過分組檢驗，我們發(fā)現(xiàn)全樣本門檻模型的檢驗結論依然成立。

表5 企業(yè)收益模型與企業(yè)風險模型的分組估計結果

五、結論與啟示

1.主要結論

研發(fā)投資是一個不斷進行戰(zhàn)略決策、組織協(xié)調和資源整合的過程，管理者的經驗水平會顯著影響研發(fā)的收益與風險，但這種影響的大小和方向在管理者職業(yè)生涯的不同階段并不一致。本文基于對企業(yè)研發(fā)活動中管理者經驗價值的理論剖析，以2006年-2014年我國的高新技術類上市公司為樣本，以管理者經驗為門檻變量，構建研發(fā)投入影響企業(yè)收益、風險的動態(tài)面板門檻估計模型，并取得支持性證據(jù)。

研究發(fā)現(xiàn)：①研發(fā)投入對企業(yè)收益的影響是非線性的，總經理職齡在其中發(fā)揮了門檻效應。當總經理職齡跨越門檻值5.79年時，研發(fā)投入對企業(yè)收益的作用由顯著為正轉向顯著為負。這說明，管理者經驗是一把“雙刃劍”，設定總經理任期的上限對于確保研發(fā)收益很有必要。②研發(fā)投入對企業(yè)風險的影響也是非線性的，總經理職齡同樣在其中發(fā)揮了門檻效應。當總經理職齡跨越門檻值1.84年時，研發(fā)投入對企業(yè)風險的作用由顯著為正逆轉為顯著為負。這說明，經驗的積累能夠提高總經理的風險駕馭能力，設定總經理任期的下限對于經驗價值的充分發(fā)揮非常必要。

2.啟示與建議

對管理者的經驗價值進行澄清與意義重估，經驗是管理者的實踐性知識或反思性智慧，為管理者的行動提供關鍵知識基礎。但與傳統(tǒng)認知不同的是，管理者經驗的價值體現(xiàn)具有階段性特征。任職初期，經驗的累積能夠提高管理者的認知能力，降低發(fā)生投資偏差的概率。但當管理者經驗“超載”時，可能變得僵化守舊、謹小慎微，也有可能出現(xiàn)過度自信和冒險傾向，前者會損害收益，后者則會放大風險?？梢?，適度的經驗累積是一種財富，過度的經驗儲備反而成為一種負擔。

對年齡、崗位職齡和行業(yè)職齡的重新認識。實證研究中的管理者經驗具有多種代理指標。比較發(fā)現(xiàn)，就研發(fā)活動中的逐利與避險行為來說，只有管理者的崗位職齡這一因素在其中發(fā)揮了門檻效應，而年齡和行業(yè)職齡的作用尚不明確?？梢姡瑑H停留在經歷層面的體驗不能稱之為經驗，年長者如不善于反思總結，則未必經驗豐富。另外，由于高新技術企業(yè)所面臨的內、外部環(huán)境條件比較復雜，管理者將其在A企業(yè)所形成的專用知識套用到B企業(yè)時作用有限。

在高新技術企業(yè)的高管選聘和績效管理工作中重視職齡因素的影響：①對于采取進取型開發(fā)戰(zhàn)略的企業(yè)，建議將高管的聘期設定為6年左右，以實現(xiàn)收益最大化目標。對于那些高管頻繁更迭的企業(yè)，要盡可能給予高管穩(wěn)定的預期，以更有效的激勵計劃和更適宜的工作氛圍留住人心。當高管任期超過6年以后，應重點考察他們當前的管理理念和運營模式能否與企業(yè)所處的行業(yè)環(huán)境充分融合。②對于采取防御型開發(fā)戰(zhàn)略的企業(yè)，建議將高管任期設定為2年以上，以使管理者在風險控制方面的經驗價值得到施展機會。③在選聘高管時，應更多地關注管理者在本企業(yè)、本崗位的任職經驗，不宜高估管理者在同行業(yè)其他企業(yè)的任職經驗。

推動上市公司高管任期制度和績效考核制度的相關改革：①逐步推行總經理任期最多連續(xù)兩屆、不超過 6 年的任期上限，目前，由于上市公司高管任期屆滿后一般可以連續(xù)受聘，導致實際上并不存在嚴格的高管任期上限，而這種現(xiàn)狀并不符合企業(yè)的收益最大化目標。②基于權變思想，靈活實施上市公司高管任期制。對于高管任期不足2年或超過6年的企業(yè)，具體的指導政策還要綜合考量企業(yè)的研發(fā)能力、競爭壓力、技術特征、產業(yè)屬性等影響因素。③糾正以往主要關注高新技術企業(yè)績效的單維度考核機制，以收益、風險的雙重考核維度更全面、客觀、動態(tài)地評價企業(yè)研發(fā)活動的價值，并幫助企業(yè)更加明晰地認識所取得研發(fā)收益的風險代價。

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責任編輯 胡章成

Profit-Seeking， Risk Control and Manager’s Experience in R&D

LUN Rui

(SchoolofBusinessAdministration，HenanUniversityofEconomicsandLaw,Zhengzhou450046,China)

Manager’s experience will significantly affect the profit and risk in R & D. However， the intensity and direction of this influence may not be consistent within the manager’s career. In this paper， we build dynamic panel threshold model to study the threshold effect of R & D investment on corporate profit and risk. We take China high-tech listing corporations as sample and use manager’s experience as threshold variables. Our data collection has covered a span from 2006 to 2014.The study finds that?the influence of R & D investment on corporate profit and risk is nonlinear. When manager’s experience is over 5.79 years， the influence of R & D investment on corporate profit will turn from positive to negative significantly. And the threshold value of manager’s experience on the influence of R & D investment on corporate risk is 1.84 years. This study expands the research perspective on enterprise R&D activity. It will help to clarify the value and significance of manager’s experience. The tenure setting of senior management in high-tech enterprises and related policies can also be inspired by our empirical conclusions.

R & D； manager； experience； profit； risk

倫蕊，經濟學博士，河南財經政法大學副教授，研究方向為技術經濟及管理。

河南省軟科學研究計劃項目“河南高技術企業(yè)研發(fā)活動中的收益-風險關系退耦研究”(172400410509)；河南省哲學社會科學規(guī)劃項目“兩化深度融合背景下的河南制造型小微企業(yè)競爭力研究”(2015-BJJ-006)；河南省教育廳人文社會科學研究重點項目“兩化深度融合背景下的小微企業(yè)競爭力研究”(2015-ZD-007)

2016-08-13

F062.4

A

1671-7023(2016)06-0121-12