新发展格局下管理创新与企业可持续增长——基于战略激进度和金融错配的调节作用

卢正文，许 康

（上海应用技术大学经济与管理学院，上海 201418）

一、引 言

党的二十大报告指出，要加快构建新发展格局，着力推动高质量发展。而可持续经济增长是实现高质量发展的题中之义和必由之路［1］，因此，新发展格局要求不断推动经济可持续发展。相反，单纯追求快速增长因为扭曲（资源配置偏离最优均衡状态）的存在随时可能会面临瓶颈，从而陷入经济陷阱［2］。事实上，宏观层面的可持续发展有赖于企业层面的可持续增长。然而，当前全球经济不确定性增加，外部需求萎缩，美对华经济打压不断，企业可持续增长面临困境。“黑天鹅”“灰犀牛”事件频发表现出VUCA 特征（易变性、不确定性、复杂性、模糊性）（1）将成为未来环境的新常态，如何实现持久、平稳和有效增长是企业在不确定环境下需直面的挑战。

当前，学界对企业可持续增长的研究主要聚焦于技术创新。然而，对与技术创新同等重要的管理创新关注不多［3］。事实上，管理创新是现代组织在动荡环境中运作和发展的关键影响因素［4］，是提升资源配置效率的有效手段［5-7］，其在可持续增长与长期生存中发挥的效能可能更甚于前者。

然而，管理创新往往是无形的、抽象的，这使得它的操作和推进方式复杂和模糊不清［8］，容易出现创新停滞、动力不足现象，因此，管理创新的推进和企业可持续增长离不开人力和财务资源的持续支持［9］。从组织外部来看，成熟的资本市场对经济高质量发展有着不可忽视的作用，但当前国内资本市场融资过程金融错配现象仍较为突出［10］，当不同企业之间的金融资源不匹配时，资本融资市场失衡，外源融资成本大于内源成本，错配程度较高的企业不仅自身资源受到制约，而且存在融资难、融资贵等问题［11］，一定程度上阻绝了企业财务资源与外部资金的接轨融汇，也抑制了财务资源的创新支持效应和企业可持续增长。因此，透过战略激进度和金融错配两个棱镜，可以更深层次洞察管理创新与企业可持续增长之间的作用机理，也为两者关系寻找到权变因素和边界条件。

基于此，本文结合动态能力理论和资源配置理论，构建管理创新与企业可持续增长的主效应和边界机制验证模型，并采用A股上市公司数据进行实证检验。本文的主要贡献在于：①丰富了企业可持续增长有关的研究，拓展了管理创新在公司创新领域的应用。以往对企业可持续增长研究主要从技术创新［12］、税收筹划［13］、管理层特质［14］等展开，本文根据Higgins（1977）［15］可持续增长模型，实证考察了管理创新与企业可持续增长的关系，剖析了其中的影响路径，在理论上拓宽了可持续增长驱动因素的研究视野。②现有对企业可持续增长的作用机制探讨主要基于研发投入、融资约束、行业竞争等视角［13，16］，研究其中介机制和调节效应，本文从组织内、外部两个维度引入战略激进度和金融错配作为调节变量，弥补了已有文献对管理创新与企业可持续增长之间关系的边界机制和权变情境研究的不足，也为明晰战略选择、优化金融资源配置以及完善创新扶持政策提供了理论依据。③深入讨论以上机制是否由于企业产权、地区和行业异质性特征而产生差异，对推动“一企一策”“一地一策”“一行一策”具有现实启示价值。

二、文献回顾与理论假设

（一）管理创新与企业可持续增长

新发展格局要求深化改革以促进资源优化配置［17］，管理创新是企业层面自我革新的有力举措，也是微观层面推进新发展格局的现实方法。然而，自“创新”概念被熊彼特提出以来，主流研究聚焦于与研发活动相关的有形的技术创新。直到日本企业通过精益管理、科学管理、质量管理等管理创新实践，为日本成为工业强国奠定基础，作为熊彼特框架中与有形技术创新同等重要的无形的管理创新才逐渐引起学术界的关注［18］。Birkinshaw 等（2008）［6］认为，管理创新是“管理实践、流程、结构或技术的发明和实施，对现有技术的新发展，旨在促进组织目标的实现”。因此，管理创新通过组织结构、管理制度、产业流程等非有形技术的创新实践行为，提升企业资源配置效率，进而促进社会资源优化配置。此外，新发展格局要求不断推动经济可持续发展，而企业可持续增长是经济可持续发展的前提和基础，Higgins（1977）［15］认为，企业可持续增长率是企业利用留存财务资源且在不耗尽现有财力资源下实现的最大增长速度。企业可持续增长依托于企业当前财力资源，而企业的财力资源留存比例取决于企业实施的财务政策，除此之外，资源配置能力不足、经营低效和缺乏竞争力也是企业可持续增长的重大障碍［19］。因此，新发展格局下管理创新就是要通过改善资源配置能力、提升经营效率、按需转变财务政策获得竞争优势，从而促进企业实现可持续增长。

具体而言，管理创新在内部体现为组织结构流程的优化配置和更新重组，外部则表现为对环境的洞察分析和识别利用［20］，以此获得整合和重新协调内外部技能和资源的能力，增强企业在不确定环境中的适应能力以及动态能力。动态能力理论认为，这种能力恰是企业持续适应不断变化的外部条件所必备的，在此基础上，动态能力还能反哺于管理创新，激发组织灵活性和创造新能力［21］，螺旋式上升地与时俱进、与环境共存，探索出贴合企业情景的管理方法。这不仅减少企业各部门或上下级间无效沟通，而且优化了企业资源的流通和运转，进而能够通过提升企业经营效率［22］、改善资源配置效率［23］、获得与行业竞争对手相比可持续的竞争优势［24］，促进企业可持续增长。

此外，长期进行管理创新的企业会积极探索并采用新的决策方法［25］，与墨守成规执行固有决策方法的企业相比，具有管理创新经验的企业能及时更新优化组织经营决策、财务决策甚至关乎存亡的组织战略决策，适应环境的财务决策有益于组织减少非必要和非有效的资金运用及耗费，实现财务资源有效利用，改善财务绩效［26］，从而获得更多的财务资源留存，促进企业的可持续增长。管理创新带来的组织战略变革决策往往也是引进技术创新的先决条件，研发活动生产的新产品和新技术，不仅提升企业竞争优势，研发过程形成的无形资产也能一定程度改善经营效率，进一步促进企业可持续增长［16］。Skare和Porada-Rochon（2022）［12］也发现，软创新在唤醒和驱动可持续增长的潜在自我传播功能方面发挥着重要作用，尽管没有提出管理创新概念，软创新具体所涵盖的内容却与管理创新有异曲同工之处，都倡导组织结构、组织流程、组织模式的不断迭代创新，而正是这些挑战妨碍公司长期保持可持续增长［27］。

基于此，本文认为管理创新通过更新甚至颠覆原有组织结构、管理制度、产业流程，从而获得了整合和重新协调内外部技能和资源的能力，增强企业在不确定环境中的适应能力，同时通过优化决策方法提升经营效率、获取竞争优势，最终改善了财务绩效，进而促进企业可持续增长。据此，本文提出假设1。

H1：管理创新能够显著正向影响企业可持续增长。

（二）战略激进度的调节作用

管理创新可以促进企业可持续增长，然而，由于管理创新是组织结构、产业流程、业务模式的变革，其创新推动过程远比单纯的技术创新更复杂，难度也更大，这就要求企业从战略层面自上而下进行规划实施，需要高层管理者支持推动，需要整个组织系统的稀缺资源的支持［28］，否则管理创新难以为继，因此，管理创新的促进效果受到战略决策的影响。从战略决策而言，企业战略决策呈现出战略激进（即战略激进度）到战略保守的渐进性连续变化，前者在战略决策和实施上更积极主动甚至具有一定进攻性，后者往往采用防御型战略，维持公司现有业务经营。采用积极进取型战略的企业会将更多稀缺资源向新业务、新产品、新市场方向倾斜，其组织内资源利用和流转速度也更高，能更好地发挥管理创新对企业可持续增长的促进效用。

首先，激进性是创新的一个重要属性［29］，采取激进型战略的公司，迫于董事会以及管理层的推进，组织内部充盈着重组与变革的氛围，不同部门及上下级积极响应组织号召，逐渐形成象征企业激进文化的独特凝聚力与执行力。管理创新行为在战略激进程度高的企业更能获得组织内部成员的倾力支持与配合，也有利于企业快速调整与重构管理模式，改善经营效率和资源配置效率，促进企业的可持续增长。其次，简建辉等（2022）［30］研究指出，战略激进程度高的公司，出于“补偿效应”的角度，会促使企业增加财务信息披露量，更加重视自身财务行为［31］，一定程度上减少了资产虚增、负债漏列、利润操作等财务造假行为［32］，从而有利于企业转变财务政策，推动可持续增长。进一步来说，创新型企业内部信息更新和迭代速度比较快，通常会表现出与各类利益相关者之间的信息不对称［33］，而战略激进程度越高的公司往往采取披露更多财务报告、履行企业社会责任等方式充当信号传递机制，削弱与外界的信息差［31］，从而促进管理创新在企业可持续增长中发挥的效用。

此外，随着科技的发展，创新的潜在风险越来越受到重视，比如人工智能技术。由此，有学者提出“负责任创新”理念，该理念认同创新对世界发展的重大驱动作用，但同时倡导要确保科技创新无害化和发挥正向作用［34］。这一理念与可持续发展理念的内在本质是一致的。就战略激进度对其影响而言，企业采取积极进取型战略，不仅能够促进组织内各部门之间的沟通和联系，而且管理层出于获取外部资源的动机，往往更注重建立与利益相关者的网络关系和注重风险控制以及企业社会责任的履行［31］，因此，这些企业在创新过程中，会对潜在的负面影响和后果进行分析，会听取各利益相关方意见，会注意主流价值观的影响等，从而使创新行为更符合负责任创新理念的要求。所以，积极进取型战略激进有利于创新效果的正向性，进而有利于可持续增长。

总之，企业战略越积极进取，跟随管理创新步伐所需要的人力和财力资源越充足与厚实，管理创新在企业激进型战略的加持下，表现为管理层全程监督组织结构变革、组织员工落实管理模式的更新、企业各部门推动产业流程的重组，切实改善资源配置效率，同时强化负责任理念，提升企业竞争优势，促进企业可持续增长。据此，本文提出假设2。

H2：战略激进度在管理创新与企业可持续增长中起到显著正向调节作用，即管理创新在采取积极进取型战略的企业能够更好地促进企业的可持续增长。

（三）金融错配的调节作用

金融资本作为资本的重要组成部分，对经济高质量发展有着不可忽视的作用，是企业可持续增长的关键驱动因素［16］。资源配置理论认为，效率更高的部门拥有配置更多金融资源的权利，才能使得资源配置达到最优均衡状态。然而，现实经济体系普遍存在金融资源配置偏离最优效率现象，即所谓的金融错配［35］。一方面，其造成的后果表现为资本融资市场失衡、收益评估功能紊乱、货币资金流通堵塞［11］，进而影响企业财务政策的执行；另一方面，低效率部门获得更多的金融资源却无法充分发挥资源的真正价值和实际效用，导致企业整体经营效率变低，财务绩效下降，达不到既定财务政策内的最大增长，不利于企业可持续增长的实现。在金融错配程度越高的企业，外部融资贵、融资难问题越严重，不仅没有足够金融资源的流入，反而进一步阻碍企业获得外部资金的支持，此时，缺乏持续资金维持的管理创新活动难免出现创新中断、创新动力不足局面，体现为对组织结构、管理模式和产业流程的革新不彻底［28］，组织结构、业务流程、管理机制没有得到实际性、根源性变革，以至于无法有效改善并提升企业经营效率、资源配置能力。因此，金融错配给管理创新带来人力和财力资源、体制机制障碍，抑制企业管理创新对可持续增长的促进作用。文书洋和刘锡良（2019）［36］研究发现，金融资源明显偏向于重污染企业，形成企业不断以污染换增长局面，忽视企业以可持续增长路径实现经济持久、平稳和有效增长［37］。金融资本在不同行业、企业以及部门中的错配，容易造成管理创新失效，同时不利于企业追求可持续增长。据此，本文提出假设3。

H3：金融错配在管理创新与企业可持续增长中起到显著负向调节作用，即错配程度越高的企业，管理创新对企业可持续增长的正向影响越弱。

三、研究设计

（一）数据来源与样本选择

本文选取2007—2021 年A 股上市公司作为研究样本，因为自2007 年1 月1 日起，财政部正式实施新会计准则，上市公司按相应标准披露会计数据。在此基础上，按照以下标准剔除不恰当样本：当年*ST或ST上市公司样本；金融行业上市公司样本；存在缺失值的上市公司样本。最终获得2 713家上市公司共15 537条样本数据，并对最终数据的连续变量缩尾1%和99%，避免极端值的影响。本文所有研究数据都来自WIND 和CSMAR 数据库，并使用Stata17.0软件进行计量统计分析。

（二）变量定义与测量

1.企业可持续增长（SGR）

目前，度量可持续增长率的模型主要有会计口径和现金流口径两种方式。由于现金流口径的计算结果通常与实际状况相比波动较大，因而会计口径模型应用更为广泛［38］，故本文采用会计口径计算方法，同时使用两种模型计算可持续增长率。首先参照Higgins（1997）［15］、杨松令等（2021）［16］的研究中关于可持续增长的希金斯计量模型，如式（1）所示；在稳健性检验部分参考江承鑫等（2021）［1］的做法，采用范霍恩的计量模型。

其中：P为销售净利率—净利润/销售收入；A为资产周转率—销售收入/期末总资产；T为期末权益乘数—期末资产总额/期初股东权益总额；R为收益留存率，即1-股利支付率。

2.管理创新（MI）

大多数研究基于问卷测量和基于定量指标直接计算两种方式对管理创新进行度量，本文利用上市公司管理效率（主营业务收入/管理费用）、运营效率（总资产周转率）和营销效率（主营业务收入/销售费用）三个指标的加权计算代理管理创新评分，并借鉴冯南平等（2021）［22］的处理步骤，采用三个指标的相关系数矩阵获得其指标权重，最终计算管理效率（ME）、运营效率（OE）和营销效率（SE）指标权重依次为0.379、0.364、0.257。即

3.战略激进度（STRATEGY）

现有对战略激进度的测量［30，39-40］，大多是根据六个方面的指标构建离散变量代理战略激进度，这些方法都大同小异，唯一的区别在于对六个指标的赋值不同，比如Bentley 等（2013）［39］将六个指标分成五组后，最小值取1，次小值取2，以此类推最大值取5，而简建辉等（2022）［30］从最小值取0开始，最大值为4，得出战略激进度的离散变量范围，两者本质没有区别。本文借鉴上述测量方法，用以下六个方面指标构建离散变量代理战略激进度，包括研发支出与销售收入比值、员工数量除以销售收入、销售收入的增长率、销售和管理费用占比、员工人数波动性、固定资产占比。本文计算过去五年上述六个变量的均值，并按每一年度、同一行业对样本进行排序，其中，对上述前五个变量，将同年同行业样本从小到大平均分为五组，最小组取值为0，次小组取值为1，以此类推；对上述第六个变量反向取值，即最小组取值为4，次小组取值为3，以此类推。将上述六个变量分组得分按不同年度不同企业样本进行加总作为企业战略激进度（STRATRGY）的度量变量，取值范围为0～24，STRATEGY值越高，企业战略越激进，而STRATEGY值越低，企业战略越保守。

4.金融错配（FM）

借鉴Hsieh 和Klenow（2009）［41］、赵晓鸽等（2021）［35］的研究，本文使用企业资本使用成本与行业平均资本成本的比值来测量金融错配，这个比值越大，表示企业资本使用成本偏离行业水平越大，金融错配程度越高。其中，企业资本成本用企业利息支出除以扣除应收账款的负债总额进行测量。

5.控制变量

为使模型估计更精确，减少遗漏变量带来的干扰，本文控制了公司年龄（AGE）、公司规模（SIZE）、公司产权性质（STATE）、管理层持股比例（DIR）、资产流动性（LIQUIDITY）。其中AGE 变量的测量是当前观察年份与公司成立年份之间的差值，但方差过大，为此对AGE 变量的差值进一步取对数并进行前后各1%缩尾处理。管理层持股比例比较高的情况下，受股权激励的影响，更加关注公司长期收益，可能影响企业可持续增长；资产流动性为可持续增长提供可支配资源保障。本文参照相关研究［1，16］，还控制了资产负债率（LEV）、独立董事占比（INDEP）、托宾Q值（Q）。

（三）模型构建

为检验管理创新对企业可持续增长的影响，以及战略激进度和金融错配在两者之间的调节效应，本文构建双重固定效应模型如下：

其中，Controlsi，t表示所有控制变量集合，Firm和Year 代表控制公司和年份效应。式（3）—（5）分别对应H1—H3的检验。

四、实证分析

（一）描述性统计

表1是变量的描述性统计结果，可以看出，企业可持续增长率（SGR）和管理创新（MI）的均值分别为0.099 和0.003，标准差分别为0.114 和0.453，表明企业管理创新水平并不是很高，不同企业管理创新能力呈现出一定差异性。企业战略激进度（STRATEGY）的均值为11.67，标准差为4.097，说明样本企业战略选择比较中立；而金融错配（FM）的最大值为3.320，最小值为-1，均值为-0.065，这说明不同企业之间的金融错配程度呈现出明显的差异化。

（二）相关分析

表2是对本文主要变量的相关性分析，可以看出，管理创新（MI）与企业可持续增长（SGR）的Pearson相关系数为0.142，且在1%的水平上显著，表明MI和SGR之间具有显著正相关关系。STRATEGY、FM、AGE、SIZE和LIQUIDITY与SGR的相关系数分别为0.016、-0.045、-0.050、0.156、0.059，均在1%的水平上显著，说明STRATEGY、SIZE 和LIQUIDITY与SGR具有显著正相关关系，而FM和AGE与SGR具有显著负相关关系，年龄越大的公司内部制度、财务决策可能越需要变革才能与可持续增长接轨。表2 其余各相关系数均较小，且方差膨胀因子检验表明平均VIP 值为1.29，最大VIP 值为1.58，均小于5，说明变量之间不存在多重共线性。

表2 主要变量相关分析矩阵

（三）基准回归

本文采用双向固定效应模型对式（3）—（5）进行估计，表3报告了管理创新对企业可持续增长的回归结果，以及战略激进度和金融错配的调节效应回归结果。其中，列（1）只加入控制变量和个体以及年份固定效应对SGR进行回归，结果表明STATE、SIZE、LIQUIDITY 以及Q对SGR 确实存在显著影响。列（2）报告了主效应回归，MI系数显著为正（β=0.060，P＜0.01），管理创新能力每提高一个标准差（0.007），企业可持续增长将平均提高0.42%，说明管理创新对我国上市公司可持续增长有显著的正向促进效应，H1得到支持与验证。主要原因可能在于，管理创新基于对内部信息处理和资源优化、外部环境洞察分析，进而更新重组组织结构、管理模式和产业流程，提升资源配置能力、经营效率，选择适应外部环境的财务政策，从而促进企业的可持续增长能力。

表3 基准回归结果

表3列（3）报告了STRATEGY 的调节效应结果，MI×STRATEGY 的系数显著为正（β=0.005，P＜0.01），表明战略激进度在管理创新对企业可持续增长的影响中存在显著的正向调节效应，H2 得到支持与验证。列（4）报告了FM 的调节效应结果，MI×FM的系数显著为负（β=-0.009，P＜0.1），说明金融错配在管理创新与企业可持续增长的关系中存在显著负向调节作用，H3 得到支持与验证。主要原因可能是，战略激进度越高的企业，人力和财务资源的支持以及信息不对称的削减为企业建立了良好的基础，在这样的企业中，管理创新实施的过程更敏捷、效果更卓著，对可持续增长促进作用更强；而金融错配程度越高的企业，加重了财务资源的负担，融资难、融资贵问题突出，进而导致管理创新对企业可持续增长促进作用变弱。

由于战略激进度和管理创新测量指标有重叠部分，为避免调节作用完全由重复部分导致而产生误差，本文在删除战略激进度中管理费用和销售费用指标后，以其余五个指标的加总得到新的战略激进度变量（STRA），继续进行回归。表3 列（5）显示，MI×STRA 的系数显著为正（β=0.004，P＜0.01），说明结果稳健。

（四）内生性检验

1.工具变量法

本文可能存在反向因果和样本自选择问题，首先，企业可持续增长率越高，为了匹配可持续增长，对组织结构、流程的更新要求越迫切，导致管理创新水平越高；其次，管理创新水平高，其自身能力和组织结构更便于企业实现可持续增长。因此，借鉴Lewbel（1997）［42］的研究，本文采用管理创新与按行业（制造业二级编码，其他行业一级编码）和省份分类的管理创新均值的差额的三次方作为工具变量（lewbel_iv），同时参考张多蕾等（2022）［31］、韩永辉等（2017）［43］、李云鹤等（2022）［44］等构造工具变量的方法，将管理创新滞后二期（iv1）和同年份除企业自身外的管理创新行业平均值（iv2）作为管理创新的工具变量。从相关性看，行业内其他公司的管理创新水平反映了行业内管理创新的整体情况，因此与该公司管理创新水平相关；从排他性看，行业内其他公司的管理创新水平不会直接影响本公司企业可持续增长。此外，为进一步避免战略激进度和金融错配造成的内生性问题，本文选取同年份除本企业外的战略激进度行业平均值（stra_indus）、金融错配滞后一期（pre_fm）和同年份除本企业外的金融错配行业平均值（fm_indus）分别作为两者的工具变量。根据以上做法，进一步将管理创新的工具变量（iv2）和战略激进度的工具变量（stra_indus）的乘积（stra_indus_iv2）以及管理创新的工具变量（lewbel_iv）和企业战略激进度的乘积（lewbel_iv_STRATEGY）作为管理创新和战略激进度交互项的工具变量。同理，管理创新与金融错配交互项的工具变量分别为fm_indus_iv2、pre_fm_iv1。据此，参照李云鹤等（2022）［44］进行交互效应两阶段回归的方式，分别主效应和调节效应进行二阶段回归。

表4列（1）和列（2）分别报告了主效应两阶段结果，列（3）和列（4）是MI×STRATEGY两阶段结果，列（5）和列（6）则是MI×FM 两阶段结果。由列（1）、列（3）、列（5）可以看出，至少存在一个工具变系数显著相关，此外，这些工具变量的KP-LM统计量和KP-F统计量均大于经验值10，在1%的显著性水平上显著，可以认为没有弱工具变量和识别不足问题。HansenJ统计量对应P值均大于0.1，接受原假设，认为模型不存在过度识别问题，所有工具变量都是外生变量，表明这些工具变量的选择是有效的。列（2）、列（4）、列（6）分别显示MI系数仍然显著为正（β=0.019，P＜0.01），MI×STRATEGY 系数仍然显著为正（β=0.004，P＜0.01），MI×FM 系数仍然显著为负（β=-0.060，P＜0.01），从而证明了结论的稳健性。

表4 工具变量回归结果

2.滞后解释变量

为了能有效减少反向因果造成的内生性问题，不少研究将解释变量滞后一阶重新对因变量进行回归［45］，但考虑同期的控制变量也会对回归模型产生干扰，本文不仅用滞后一阶的解释变量（L.MI）代替MI 进行回归，同时进一步将所有控制变量也滞后一阶加入回归模型［46］。表5列（1）显示L.MI的系数显著为正（β=0.034，P＜0.01），进一步证明了结论的稳定性。

表5 滞后解释变量和PSM回归结果

3.倾向得分匹配法（PSM）

本文利用倾向得分匹配修正个体系统性差异，以进一步减轻样本自选择造成的内生性问题。具体来说，将管理创新大于按年份分行业的管理创新中位数作为高水平管理创新，赋值为1，否则为低水平管理创新，赋值为0。以管理创新水平分类变量作为处理变量，基准回归中控制变量作为协变量，进行1∶1 逐年近邻匹配，得到匹配后样本7 793。表5列（2）报告了PSM匹配后样本回归结果，其中，MI的系数显著为正（β=0.059，P＜0.01），表明在控制样本自选择偏误情况下，管理创新与企业可持续增长仍然为显著正相关关系，与基准结果一致。

（五）稳健性检验

本文进行多项稳健性检验，以保证研究结果的稳健性。

1.动态面板模型（GMM）

考虑因变量自身的效应识别问题，即企业可持续增长的提高是因为企业本身的可持续增长率就高（如上一期的高可持续增长率导致当期可持续增长率的变高），本文使用GMM 进行检验，即加入上一期的可持续增长率（L.SGR）作为控制变量。如表6列（1）显示，MI系数依然显著为正（β=0.055，P＜0.01），证明研究结论的可靠性。

表6 稳健性检验结果

2.高维固定效应

尽管基准回归控制了一系列变量，但仍可能遗漏影响管理创新和企业可持续增长的重要变量。对此，本文进一步纳入年份—行业的交互固定效应（年份×行业），从而有效控制行业环境的时变性。表6 列（2）显示，MI 系数依然显著为正（β=0.058，P＜0.01），与基准回归结果一致。

3.替换因变量的衡量方式

参照江承鑫等（2022）［1］的研究，本文继续采用范霍恩的静态可持续增长模型，测量企业可持续增长率（SGR1）。表6 列（3）结果显示，MI 的系数依然显著为正（β=0.062，P＜0.01），与基准结果相差无几，证明了研究结论的稳健性。

五、进一步分析

（一）中介机制检验

管理创新可以完善组织结构、管理制度等，以适应企业内部文化和外部环境，从而获得与同行竞争对手相比可持续的竞争优势［20］，促进企业可持续增长。为了进一步验证管理创新影响企业可持续增长的路径机制，本文选取“企业竞争优势”作为中介变量，实证检验管理创新—企业竞争优势—企业可持续增长这一路径效应。借鉴Yadav等（2017）［47］的研究，资产回报率（ROA）提供了战略变化对业务影响的全面视图以及公司绩效的整体形象，本文据此以企业资产回报率相对于同行业水平的差值来衡量企业竞争优势（ΔROA），如式（6）所示。其中：ROA 表示企业资产回报率；ROAmean_industry为行业平均资产回报率。

中介效应实证结果见表7 所列。按逐步回归法检验程序，首先，需要检验管理创新与企业可持续增长的关系，基准回归已表明，管理创新可以显著提升企业可持续增长；其次，对管理创新影响企业竞争优势模型进行回归，表7 列（2）检验结果显示，MI 系数显著为正（β=0.028，P＜0.01），这说明管理创新显著提高了企业的竞争优势，管理创新给组织结构、管理模式带来的变革更新促进了企业区别于同行竞争对手的技术升级；最后，检验企业竞争优势是否在管理创新促进企业可持续增长的过程中发挥了中介作用，由表7 列（3）可知，ΔROA 的系数显著为正（β=2.082，P＜0.01），说明存在中介效应，且MI系数不显著（β=0.002，P＞0.1），直接效应不显著，进而表明企业竞争优势在管理创新与企业可持续增长路径中发挥了完全中介效应。换言之，管理创新的实施先通过促进企业竞争优势的形成，进而改善企业可持续增长。

表7 逐步回归检验结果

（二）异质性检验

1.企业所有权异质性分析

企业性质决定了企业获取资源的便捷性以及在不确定环境下获得政府扶持的优先性。不同产权性质的企业对管理创新的创造和实施的需求存在一定差异，国有企业由于与政府存在显在或潜在的联结，具有较强的路径依赖导向，往往不会轻易对组织结构、管理模式和产业流程进行变革，存在创新惰性；更重要的是，国有企业与政府的关系决定了其资源的分配和不确定环境下的优先扶持，此时管理创新可能在一定程度上表现出挤出效应，国企弱化了管理创新对可持续增长的影响。相反，非国有企业为了获得长久发展，必须不断更新组织结构和管理模式以适应外部环境要求，提升企业的竞争优势，成为天助自助者。因此，本文检验了不同企业性质下管理创新对可持续增长的影响。表8列（1）报告了缺少企业性质（STATE）作为控制变量的全样本回归，列（2）显示国有企业MI的系数显著为正（β=0.044，P＜0.01），列（3）显示非国企MI 的系数也显著为正（β=0.085，P＜0.01）。结果表明，非国有企业管理创新对企业可持续增长的影响强于国有企业，且非国企在全样本中企业管理创新对可持续增长影响占据突出贡献，组间系数差异检验也显著（P＜0.01）。

表8 企业性质和区域异质性检验

2.区域异质性分析

我国不同区域经济社会发展水平存在较大差异，为了探讨管理创新与企业可持续发展的区域异质性，本文借鉴赵晓鸽等（2021）［35］的做法，结合省份实际所处区域，将样本所在省份划分为东部和中西部地区。其中，北京、天津、辽宁、河北、山东、上海、福建、江苏、浙江、广东、海南等11 个省份归为东部地区。表8列（4）报告了所有变量的全样本回归结果，列（5）显示东部样本MI 的系数显著为正（β=0.059，P＜0.01），列（6）显示了中西部样本MI 的系数也显著为正（β=0.064，P＜0.01），但组间系数差异不显著（P＞0.1）。结果表明，东部和中西部地区管理创新对企业可持续增长的影响没有显著差异，说明管理创新对于企业的可持续增长促进效应不存在区域差异，无论是东部地区还是中西部地区，企业都能从管理创新的设计和实施中促进可持续增长。

3.行业异质性分析

本文将行业划分为劳动密集型、资本密集型和技术密集型行业，并参照肖忠意和林琳（2019）［33］的分类原则，按照证监会2012 年颁布的上市公司行业分类标准，对样本行业进行归类，并基于三个子样本进行回归。表9列（1）显示劳动密集型行业MI系数显著为正（β=0.033，P＜0.01），列（2）显示资本密集型行业MI系数也显著为正（β=0.084，P＜0.01），列（3）显示技术密集型行业MI 系数同样显著为正（β=0.093，P＜0.01）。结果表明，技术密集型和资本密集型行业中管理创新对企业可持续增长的影响较大，相比之下，劳动密集型行业中上述影响较弱。技术密集型行业对复杂先进且尖端的新型科学技术需求较高，对技术研发创新的推动更为迫切，而管理创新牵动的组织结构、流程与模式的革新与重组通常是成功技术创新的前提条件，也是技术创新不断进行的源泉，因此，技术密集型行业中管理创新发挥空间更大，对可持续增长促进效应更强。同样，由于资本密集型行业依赖于资金投入和资源配置水平，管理创新作为提升资源配置能力的有效手段，更能通过提高资源配置能力促进企业的可持续增长。这一发现，从行业层面印证了管理创新对企业可持续增长影响的差异性。

表9 行业异质性检验

六、结论与启示

本文研究结论如下：①管理创新实施显著促进了企业的可持续增长，管理创新已成为企业实现可持续发展的关键引擎，在进行工具变量、倾向得分匹配以及动态面板模型等稳健性检验后，结论仍然成立；②管理创新对企业可持续增长的影响受到企业战略激进度的正向调节以及金融错配的负向调节，具体而言，企业战略积极进取，强化了管理创新对企业可持续增长的促进效应，而企业金融错配程度高，弱化了管理创新对可持续增长的促进效应；③企业竞争优势在管理创新影响企业可持续增长的路径中存在显著的中介作用。此外，就企业性质而言，非国有企业管理创新促进可持续增长作用更显著；就行业特征而言，管理创新对技术密集型和资本密集型企业的可持续增长促进作用更显著；就区域特征而言，管理创新对企业可持续增长的影响不存在显著的区域异质性效应，东部和中西部地区均能通过管理创新的实施促进企业实现可持续增长。

研究结论对于激励企业重视管理创新的设计与实施，强化企业战略执行力度、优化金融资源配置、促进中国企业实现可持续增长，具有重要启示意义：

（1）企业必须重视管理创新的实施和推进，认识到管理创新在不确定环境下对企业可持续增长的赋能效应。在新发展格局下，企业应顺应宏观政策和发展要求，主动拥抱和吸纳外部先进成熟的管理理念、方法，变革组织结构、管理模式和产业流程，适应外部环境变化，助力企业发展转型，实现可持续增长。

（2）管理创新作用的发挥要综合考虑企业内外部权变因素的影响。首先，企业应当结合所处行业创新水平和创新程度，根据自身实际有的放矢、脚踏实地制定管理创新的目标和计划，从而形成与企业战略定位相匹配的管理创新实践，实现企业经营目标的可持续增长；其次，要构建创新成果评价体系，完善负责任创新监督机制，控制战略过于激进而导致企业管理层的投机行为，实现“负责任创新”和“激励创新”的均衡发展；最后，企业要结合自身金融资源配置水平，制定出合理的管理创新资源投入计划，以最大限度地发挥资源的效用。

（3）推动“一企一策”“一地一策”“一行一策”。政府部门应明确其服务型角色定位，加强建设服务型政府，为不同产权性质企业提供具体的可持续发展帮扶政策，给予非国有企业管理创新的设计和实施政策倾斜，激发国有企业创新动力。同时政府应针对不同行业的特征差异出台相关措施，避免“一刀切”政策，充分考虑不同行业创新需求异质性，构建创新扶持激励机制，减少劳动密集型企业创新惰性。尽管本研究发现管理创新对企业可持续增长不存在区域异质性，但政府也应认识到不同区域经济发展水平的差异性，健全对中西部地区创新补贴和扶持的长效机制。

注 释：

（1）“VUCA”一词最早形容美国冷战时期的不确定性和复杂性，自2008 年金融危机爆发以来，VUCA 特征被广泛引入组织管理领域用以形容环境的易变性、不确定性、复杂性、模糊性。