張恒瑞，黃天柱

(陜西科技大學(xué) 經(jīng)濟與管理學(xué)院，陜西 西安 710021)

在“雙創(chuàng)”(“大眾創(chuàng)業(yè)、萬眾創(chuàng)新”)背景下，我國涉農(nóng)上市企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新活動日趨活躍。然而，受新冠肺炎疫情影響，世界經(jīng)濟衰退，一定程度上也沖擊到我國涉農(nóng)上市企業(yè)的生存和發(fā)展。面對紛繁復(fù)雜的國內(nèi)外形勢，那些具有技術(shù)創(chuàng)新能力的企業(yè)能夠更快速、準確地通過技術(shù)創(chuàng)新等途徑來應(yīng)對危機。同時，提升涉農(nóng)上市企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新能力，也是我國建設(shè)科技強國的重要內(nèi)容，對于提高我國農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)的競爭力、實現(xiàn)高質(zhì)量發(fā)展也具有積極的現(xiàn)實意義。

《2020中國涉農(nóng)企業(yè)創(chuàng)新能力評價》顯示，我國涉農(nóng)上市企業(yè)的創(chuàng)新之路還沒走過一半，要真正成為農(nóng)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的主體還任重道遠。其根源為：農(nóng)產(chǎn)品生產(chǎn)周期長，產(chǎn)品差異小，消費彈性小，抗風(fēng)險能力差，受環(huán)境影響大。人的主觀能動性是創(chuàng)新的源泉，技術(shù)創(chuàng)新的內(nèi)核在于人。學(xué)術(shù)界將企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新程度歸因于組織決策者——高管團隊(TMT)。因此，優(yōu)質(zhì)高管團隊的建設(shè)對提升我國涉農(nóng)上市企業(yè)的創(chuàng)新能力具有重要作用。自Hambrick等[1]提出“高層梯隊理論”后，學(xué)術(shù)界關(guān)于高管團隊異質(zhì)性的研究逐漸豐富，但較多集中在對企業(yè)績效、戰(zhàn)略導(dǎo)向的影響等方面，關(guān)于技術(shù)創(chuàng)新方面的研究略顯不足。另外，關(guān)于高管團隊異質(zhì)性是會促進還是制約企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新，不同研究中的理論觀點和實證結(jié)果也存在差異。黨的十八屆三中全會提出：要讓市場在資源配置中起決定性作用，同時要更好發(fā)揮政府作用。因此，高管團隊在開展創(chuàng)新活動的風(fēng)險承擔(dān)和投資決策時，還需要充分考慮政府的影響，尤其是政府補貼的調(diào)節(jié)作用。

綜上所述，為明確高管團隊異質(zhì)性特征、政府補貼與我國涉農(nóng)上市企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的關(guān)系，本文基于相關(guān)理論和文獻，采用數(shù)據(jù)統(tǒng)計方法，整理涉農(nóng)上市企業(yè)高管團隊特征與技術(shù)創(chuàng)新現(xiàn)狀，并通過實證分析，引入政府補貼這一調(diào)節(jié)變量，探究政府補貼對高管團隊特征與企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新關(guān)系的調(diào)節(jié)作用，進而尋求充分發(fā)揮高管團隊異質(zhì)性正向效應(yīng)和有效規(guī)避高管團隊異質(zhì)性負向效應(yīng)的路徑和方法，擬從高管團隊組織結(jié)構(gòu)優(yōu)化等方面為涉農(nóng)上市企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新提供切實可行的思路。

1 文獻回顧與基本假設(shè)

1.1 高管團隊異質(zhì)性特征與我國涉農(nóng)上市企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新

當(dāng)前，我國涉農(nóng)上市企業(yè)仍然存在抗風(fēng)險能力弱、內(nèi)部控制不健全等問題。優(yōu)秀的高管團隊作為企業(yè)的稀缺資源，是現(xiàn)代企業(yè)管理長期以來討論的關(guān)鍵問題。何瑛等[2]提出，企業(yè)高管自身的認知結(jié)構(gòu)與價值觀往往會影響企業(yè)的決策。但是，高管的認知結(jié)構(gòu)與價值觀難以具體考察量化。目前，學(xué)界一般是退而求其次，采用諸如年齡、性別、教育背景、組織任期、職業(yè)經(jīng)歷，以及團隊異質(zhì)性等人口統(tǒng)計學(xué)特征代替衡量。

一些研究認為，團隊異質(zhì)性與技術(shù)創(chuàng)新之間呈正相關(guān)?？陆值萚3]認為，高管之間不同的教育背景和職業(yè)背景有助于提升行業(yè)認知能力，促進團隊成員深刻認識到研發(fā)投入對企業(yè)發(fā)展的戰(zhàn)略意義，從而做出增加研發(fā)投入的決策。Talke等[4]以產(chǎn)品制造業(yè)數(shù)據(jù)為樣本，發(fā)現(xiàn)高管團隊多樣性與企業(yè)創(chuàng)新呈強正相關(guān)關(guān)系，強調(diào)高管團隊異質(zhì)性是企業(yè)創(chuàng)新戰(zhàn)略和創(chuàng)新成果實施的重要前提。郭天嬌等[5]認為，高管團隊異質(zhì)性對商業(yè)模式創(chuàng)新具有顯著的正向影響，慣例更新在高管團隊異質(zhì)性與商業(yè)模式創(chuàng)新的關(guān)系中起中介作用。

另一些研究認為，團隊異質(zhì)性與技術(shù)創(chuàng)新之間不呈正相關(guān)。Camelo等[6]運用階梯理論，引入戰(zhàn)略共識的概念，以97家進行創(chuàng)新活動的西班牙企業(yè)為例，研究發(fā)現(xiàn)，高管團隊職能的異質(zhì)性與創(chuàng)新績效負相關(guān)。Camelo-Ordaz等[7]認為，高管團隊成員間的差異會造成團隊沖突，異構(gòu)的高管團隊在利用外部意見和追求探索創(chuàng)新方面沒有顯著作用。熊艾倫等[8]強調(diào)，單純提高女性比例不足以解決企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新中存在的問題，還需要從根本上消除性別偏見和刻板印象等對女性高管帶來的不利影響。王曦若等[9]認為，高管團隊的年齡異質(zhì)性、任期異質(zhì)性與企業(yè)創(chuàng)新投入之間存在負向關(guān)系，高管團隊地位的不平等通過增強高管團隊年齡異質(zhì)性、任期異質(zhì)性的消極作用對創(chuàng)新投入產(chǎn)生負向調(diào)節(jié)作用。

我國涉農(nóng)上市企業(yè)高管團隊大多結(jié)構(gòu)簡單，調(diào)整、完善高管團隊結(jié)構(gòu)將有利于企業(yè)發(fā)展。結(jié)合上述分析，本文從高管團隊的年齡異質(zhì)性、任期異質(zhì)性、職業(yè)異質(zhì)性、學(xué)歷異質(zhì)性角度提出如下假說：H1a，高管團隊的年齡異質(zhì)性對我國涉農(nóng)上市企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新存在正向影響；H1b，高管團隊的任期異質(zhì)性對我國涉農(nóng)上市企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新存在正向影響；H1c，高管團隊的職業(yè)異質(zhì)性對我國涉農(nóng)上市企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新存在正向影響；H1d，高管團隊的學(xué)歷異質(zhì)性對我國涉農(nóng)上市企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新存在正向影響。

1.2 政府補貼的調(diào)節(jié)作用

政府對企業(yè)研發(fā)的補貼行為屬于外部激勵，會影響企業(yè)對技術(shù)創(chuàng)新的偏好。政府補貼作為促進企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的重要激勵工具之一，不同研究中關(guān)于其對企業(yè)研發(fā)投資行為影響的結(jié)論并不一致。一種觀點認為，政府補貼補償了企業(yè)研發(fā)本身的風(fēng)險和其非完全專有性，有助于提升高管團隊的冒險精神，為企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新帶來積極的效果。彭紅星等[10]指出，政府補貼與高管政治、研發(fā)技術(shù)背景存在顯著的關(guān)聯(lián)關(guān)系，即在政府補貼的影響下，高管政治、研發(fā)技術(shù)背景會提升企業(yè)的風(fēng)險水平，進而促進企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新行為。孫秀麗等[11]指出，高管團隊的冒險傾向會受到政府補貼等外部制度環(huán)境的影響。另一種觀點認為，政府補貼可能導(dǎo)致研發(fā)資源配置低效。唐躍軍等[12]指出，政府對企業(yè)進行補貼時存在信息不對稱的現(xiàn)象，這會顯著影響補貼的效果。關(guān)于政府補貼的影響結(jié)果，學(xué)界存在著“促進效應(yīng)—擠出效應(yīng)”的研究范式，也就是說，政府補貼在企業(yè)研發(fā)投資方面能提供資金支持，但也會產(chǎn)生同行企業(yè)不當(dāng)競爭等不利的影響，降低資源配置效率，從而產(chǎn)生擠出效應(yīng)。毛其淋等[13]權(quán)衡政府補貼的利與弊，指出只有適度的補貼才能提高企業(yè)的風(fēng)險承擔(dān)能力，而高額度的政府補貼則會顯著降低企業(yè)承擔(dān)的風(fēng)險。這些研究表明，政府補貼的確會影響到高管團隊異質(zhì)性與技術(shù)創(chuàng)新的關(guān)系。這為本文引入調(diào)節(jié)變量提供了思路借鑒。當(dāng)前我國涉農(nóng)上市企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新方式單一，技術(shù)創(chuàng)新投入資金匱乏，技術(shù)創(chuàng)新意識和能力不強。因此，在涉農(nóng)上市企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新過程中，政府支持成為企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的主要助推力。經(jīng)分析，本文提出如下假說：H2a，政府補貼對高管團隊年齡異質(zhì)性與我國涉農(nóng)上市企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新有正向調(diào)節(jié)作用；H2b，政府補貼對高管團隊任期異質(zhì)性與我國涉農(nóng)上市企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新有正向調(diào)節(jié)作用；H2c，政府補貼對高管團隊職業(yè)異質(zhì)性與我國涉農(nóng)上市企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新有正向調(diào)節(jié)作用；H2d，政府補貼對高管團隊學(xué)歷異質(zhì)性與我國涉農(nóng)上市企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新有正向調(diào)節(jié)作用。

2 研究設(shè)計

2.1 樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文數(shù)據(jù)來源于中國科技統(tǒng)計年鑒、科學(xué)技術(shù)部網(wǎng)站公布的資料。由于涉農(nóng)上市企業(yè)近幾年才在我國逐漸發(fā)展成熟，為此，特選擇2017—2019年的數(shù)據(jù)作為樣本，以更具現(xiàn)實意義。涉農(nóng)上市企業(yè)數(shù)據(jù)主要來自CSMAR數(shù)據(jù)庫與《企業(yè)統(tǒng)計年鑒》，并通過向上海證券交易所、深圳證券交易所，以及企業(yè)官網(wǎng)查詢等途徑補充缺失數(shù)據(jù)。參照國內(nèi)學(xué)者的通行做法，剔除ST(特別處理)、PT(特別轉(zhuǎn)讓)類與相關(guān)數(shù)據(jù)缺失的企業(yè)。由于涉農(nóng)行業(yè)范圍廣，國際上未提出明確的分類方式，本文參考謝玲紅等[14]對中國涉農(nóng)行業(yè)的分類方法，同時，考慮到涉農(nóng)上市企業(yè)統(tǒng)計數(shù)據(jù)的可獲得性和完整性，確定以中國證監(jiān)會2012年的行業(yè)分類標準為依據(jù)，以農(nóng)、林、牧、漁業(yè)，以及農(nóng)副產(chǎn)品加工業(yè)、酒、飲料和精制茶制造業(yè)作為涉農(nóng)行業(yè)的重要組成部分，經(jīng)篩選，選擇涉農(nóng)上市企業(yè)179家作為研究對象。數(shù)據(jù)類型為平衡面板數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)樣本共計5 796個。

2.2 變量定義

2.2.1 因變量

關(guān)于技術(shù)創(chuàng)新指標，以往研究中使用較多的有研發(fā)支出和專利申請數(shù)量。鑒于涉農(nóng)上市企業(yè)專利申請數(shù)量數(shù)據(jù)收集較難，本文借鑒喻登科等[15]用研發(fā)投入與銷售收入之比來衡量技術(shù)創(chuàng)新的做法，考慮以研發(fā)密度，即研發(fā)支出與企業(yè)主營業(yè)務(wù)收入之比作為因變量。

2.2.2 自變量

多數(shù)研究認為，高管團隊異質(zhì)性主要包括性別、年齡、教育水平、職業(yè)(背景)和任期異質(zhì)性5個維度?？紤]到我國涉農(nóng)上市企業(yè)高管團隊中女性占比較少，本文去除性別異質(zhì)性指標。

關(guān)于年齡、學(xué)歷、任期異質(zhì)性的測度，均首先進行編碼，然后采用Blau[16]提出的Herfindal-Hirschman系數(shù)(又稱Herfindal系數(shù))來測量。上述各指標的編碼方式簡述如下。年齡編碼：1表示不大于30歲；2表示31～40歲；3表示41～50歲；4表示51～60歲；5表示大于60歲。學(xué)歷編碼：1表示高中及以下；2表示本科；3表示碩士及以上。任期編碼：1表示成員任期在1 a以下；2表示成員任期在1～3 a；3表示成員任期在4～6 a；4表示成員任期在7～10 a；5表示成員任期在10 a以上。

關(guān)于職業(yè)異質(zhì)性的測度，多數(shù)研究認為，具有生產(chǎn)制造與研發(fā)背景的高管更傾向于技術(shù)創(chuàng)新。據(jù)此，本文將涉農(nóng)上市企業(yè)高管分為有生產(chǎn)制造、研發(fā)背景型高管與其他2類，然后采用Herfindal系數(shù)測量差異程度。

2.2.3 調(diào)節(jié)變量

從2007年開始，在上市企業(yè)的年報中，對政府補貼有專門的信息披露。本文選取政府補貼作為調(diào)節(jié)變量，以涉農(nóng)上市企業(yè)各年年報中“非經(jīng)濟損益”項目下的“政府補貼”為數(shù)據(jù)來源。為減少異方差對數(shù)據(jù)的影響，采用經(jīng)標準化處理后的政府補貼總額來表征。

2.2.4 控制變量

根據(jù)相關(guān)領(lǐng)域現(xiàn)有的研究結(jié)果，為了排除研究中其他因素的影響，選取團隊規(guī)模、企業(yè)規(guī)模、高管團隊的同質(zhì)性特征、財務(wù)杠桿、上市時間、資產(chǎn)收益率作為控制變量，其中，高管團隊的同質(zhì)性特征具體包括平均任期、平均年齡、平均學(xué)歷。

具體的變量設(shè)計及其衡量詳見表1。

表1 變量設(shè)置及其衡量

2.3 模型構(gòu)建

為檢驗高管團隊異質(zhì)性特征與我國涉農(nóng)上市企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新之間的關(guān)系，以及政府補貼對其關(guān)系的調(diào)節(jié)作用，本研究采用分層回歸模型(hierarchical regression model)來進行實證分析。回歸模型(模型1～3)的表達形式分別如式(1)～(3)所示。

VR&D=a0+a1VContro+ε；

(1)

VR&D=a0+a1VContro+a2VHTMT+ε；

(2)

VR&D=a0+a1VContro+a2VHTMT+a3VGov+a4VHTMT*VGov+ε。

(3)

式(1)～(3)中：VR&D為被解釋變量，表示我國涉農(nóng)上市企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新；VHTMT為解釋變量，包括高管團隊的年齡異質(zhì)性(Hage)、高管團隊的任期異質(zhì)性(Htenu)、高管團隊的職業(yè)異質(zhì)性(Hfum)、高管團隊的學(xué)歷異質(zhì)性(Hdeg)；VGov為調(diào)節(jié)變量，表示政府補貼；VContro為控制變量，包括團隊規(guī)模(Tsize)、企業(yè)規(guī)模(Size)、平均任期(Mtenu)、平均年齡(Mage)、平均學(xué)歷(Mdge)、財務(wù)杠桿(Def)、上市時間(Cage)、資產(chǎn)收益率(Roe)；ε為隨機項；a0～a4為回歸系數(shù)。

3 實證分析

3.1 描述性統(tǒng)計與皮爾遜相關(guān)性分析

為清晰展示各變量的信息，利用Stata 12.0軟件，對相關(guān)變量的平均值與標準差進行描述性統(tǒng)計(表2)，并對主要變量進行皮爾遜(Pearson)相關(guān)性分析(表3)。為避免實證結(jié)果受異常值影響，使用Winsor命令在1%水平下對本文涉及的所有變量進行處理。研究結(jié)果顯示，我國涉農(nóng)上市企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新投入的平均值是0.129(標準差是0.138)，年齡異質(zhì)性的平均值是0.657(標準差是0.201)，任期異質(zhì)性的平均值是0.550(標準差是0.334)，職業(yè)異質(zhì)性的平均值是0.248(標準差是0.190)，學(xué)歷異質(zhì)性的平均值是0.413(標準差是0.195)。統(tǒng)計結(jié)果顯示，各變量的描述性統(tǒng)計值和相關(guān)系數(shù)均無異常。從相關(guān)性分析看，涉農(nóng)上市企業(yè)高管團隊的年齡異質(zhì)性與涉農(nóng)上市企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新在10%水平上呈現(xiàn)顯著正相關(guān)，任期異質(zhì)性、職業(yè)異質(zhì)性、學(xué)歷異質(zhì)性、團隊規(guī)模，以及平均任期分別與涉農(nóng)上市企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新在5%水平上呈現(xiàn)顯著正相關(guān)，企業(yè)規(guī)模、上市時間分別與涉農(nóng)上市企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新在1%水平上呈現(xiàn)顯著負相關(guān)，平均年齡與涉農(nóng)上市企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新在10%水平上呈現(xiàn)顯著負相關(guān)。主要變量之間具有相關(guān)性，但是整體顯著性水平不高，需要進一步展開回歸分析，以驗證高管團隊異質(zhì)性對我國涉農(nóng)上市企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的影響。

表2 各變量的平均值與標準差

表3 各變量的相關(guān)性

為避免主要變量間的多重共線性問題影響后續(xù)實證分析的可靠性，利用方差膨脹系數(shù)因子(VIF)檢驗變量間的多重共線性問題。參考多數(shù)研究的判斷標準，可以接受自變量的VIF為0.1～10。經(jīng)檢驗，各變量的VIF最大值為1.48，均值為1.33(表4)，認為主要變量間不存在多重共線性問題。

表4 涉農(nóng)上市企業(yè)高管團隊異質(zhì)性特征的多重共線性檢驗結(jié)果

SD， Standard deviation.

3.2 模型回歸結(jié)果

為研究高管團隊異質(zhì)性對我國涉農(nóng)上市企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的影響，并探索政府補貼對高管團隊異質(zhì)性與我國涉農(nóng)上市企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的調(diào)節(jié)效應(yīng)，借鑒方杰等[17]的研究思路，引入自變量與調(diào)節(jié)變量交互項，采用多層次OLS(普通最小二乘法)回歸來檢驗?zāi)Ｐ偷恼_性(表5)。

表5 政府補貼調(diào)節(jié)下的高管團隊異質(zhì)性特征與涉農(nóng)上市企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新回歸模型

模型1分析各控制變量與涉農(nóng)上市企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的關(guān)系。從高管團隊同質(zhì)性特征來看：高管團隊的平均任期與企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新在5%水平上顯著正相關(guān)，推測是因為，涉農(nóng)上市企業(yè)高管的任期越長，越對企業(yè)發(fā)展有清晰的規(guī)劃，因而越有利于技術(shù)創(chuàng)新；高管的平均年齡與企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新在10%水平上顯著負相關(guān)，推測是因為，年輕高管更具有挑戰(zhàn)精神，更傾向于技術(shù)創(chuàng)新；高管團隊的平均學(xué)歷與企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新無顯著相關(guān)性，具體原因還需要后續(xù)深入分析。從企業(yè)特征看，上市時間與企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新在1%水平上顯著負相關(guān)，反映出成立時間短的涉農(nóng)上市企業(yè)更愿意嘗試技術(shù)創(chuàng)新，推測是由于涉農(nóng)項目前期投入大、難以被模仿，那些成立時間較久的涉農(nóng)上市企業(yè)已有穩(wěn)定的發(fā)展模式，故不太愿意在技術(shù)創(chuàng)新上投入更多資金。

模型2在模型1的基礎(chǔ)上增加了高管團隊異質(zhì)性特征，分析其對我國涉農(nóng)上市企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的影響。結(jié)果顯示，高管團隊的年齡異質(zhì)性與企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新在10%水平上顯著負相關(guān)，假設(shè)H1a未得到驗證，說明在我國涉農(nóng)上市企業(yè)中，高管團隊的年齡異質(zhì)性抑制企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新。高管團隊的任期異質(zhì)性與企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新在1%水平上顯著正相關(guān)，驗證假設(shè)H1b，說明高管團隊成員的任職時間長短有差異，會促進企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新。高管團隊的職業(yè)異質(zhì)性與企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新在1%水平上顯著正相關(guān)，驗證假設(shè)H1c，說明涉農(nóng)上市企業(yè)的高管團隊若由不同職業(yè)背景的成員組成，企業(yè)會更傾向于技術(shù)創(chuàng)新。高管團隊的學(xué)歷異質(zhì)性與企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新在10%水平上顯著正相關(guān)，驗證假設(shè)H1d，說明涉農(nóng)上市企業(yè)高管團隊成員的學(xué)歷異質(zhì)性對企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新有促進作用。

為檢驗政府補貼激勵的調(diào)節(jié)效應(yīng)，模型3在模型2的基礎(chǔ)上引入調(diào)節(jié)變量。從實證結(jié)果來看，模型3的擬合優(yōu)度(R2)優(yōu)于模型2。高管團隊年齡異質(zhì)性與政府補貼的交互項系數(shù)在10%水平上對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新有顯著正向影響，即政府補貼在高管團隊年齡異質(zhì)性對我國涉農(nóng)上市企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的影響中存在正向調(diào)節(jié)作用，驗證假設(shè)H2a，說明政府補貼會激勵高管團隊年齡異質(zhì)性對技術(shù)創(chuàng)新的傾向。高管團隊任期、職業(yè)異質(zhì)性與政府補貼的交互項系數(shù)在1%水平上對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新有顯著正向影響，即政府補貼在高管團隊任期、職業(yè)異質(zhì)性對我國涉農(nóng)上市企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的影響中存在正向調(diào)節(jié)作用，驗證假設(shè)H2b、H2c，說明政府補貼力度越大，高管團隊任期、職業(yè)異質(zhì)性對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的傾向性越強。高管團隊學(xué)歷異質(zhì)性與政府補貼的交互項對技術(shù)創(chuàng)新無顯著影響，假設(shè)H2d未得到驗證，說明政府補貼在高管團隊學(xué)歷異質(zhì)性對我國涉農(nóng)上市企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的影響中無明顯調(diào)節(jié)作用。

4 結(jié)論

高管團隊作為企業(yè)最高的決策主體，在企業(yè)的可持續(xù)發(fā)展中發(fā)揮著重要作用。本文采用文獻研究、規(guī)范與實證分析相結(jié)合的方法，以我國涉農(nóng)上市企業(yè)2017—2019年的高管特征與企業(yè)財務(wù)等相關(guān)數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，探討了高管團隊異質(zhì)性特征對我國涉農(nóng)上市企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的影響，并驗證了政府補貼在其中的調(diào)節(jié)作用。結(jié)果表明，高管團隊提升平均任期會促進我國涉農(nóng)上市企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新，降低平均年齡會促進企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新；高管團隊任期、職業(yè)、學(xué)歷異質(zhì)性提升有利于我國促進涉農(nóng)上市企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新，但年齡異質(zhì)性提升會抑制技術(shù)創(chuàng)新；政府補貼正向激勵了高管團隊任期、職業(yè)異質(zhì)性對我國涉農(nóng)上市企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的影響。

根據(jù)上述發(fā)現(xiàn)，本研究提出如下對策建議。(1)優(yōu)化高管團隊治理結(jié)構(gòu)，促進企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新。我國涉農(nóng)上市企業(yè)應(yīng)根據(jù)自身的技術(shù)創(chuàng)新戰(zhàn)略，分析企業(yè)內(nèi)在的創(chuàng)新要求，理性調(diào)整高層管理團隊成員，從而謀求更高的技術(shù)創(chuàng)新程度，打造出能夠提升我國涉農(nóng)上市企業(yè)科技創(chuàng)新領(lǐng)域核心競爭力的高管團隊。(2)用好政府補貼工具，落實政府補貼政策。政府通過補貼可以促進涉農(nóng)上市企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新。對于涉農(nóng)上市企業(yè)而言，應(yīng)該根據(jù)高管團隊結(jié)構(gòu)建設(shè)需求，積極關(guān)注國家相關(guān)補貼政策。金融部門應(yīng)及時落實各級政府的相關(guān)補貼，在財政補助、貼息貸款、稅收優(yōu)惠等方面給予傾斜，更大程度發(fā)揮政府補貼對涉農(nóng)上市企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的激勵效應(yīng)，促進行業(yè)整體良性循環(huán)。(3)延長高管團隊任期，積極培養(yǎng)年輕高管。欲提高我國涉農(nóng)上市企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新能力，除依托政府補貼政策的激勵作用外，應(yīng)酌情延長高管任期，使高管形成長期穩(wěn)定的理性預(yù)期，減少短期行為，以增強企業(yè)高管增加技術(shù)創(chuàng)新投入的積極性和主動性。同時，優(yōu)化現(xiàn)有的人才政策，為人才提供完善的培養(yǎng)體系，補充高管團隊中的年輕人才缺口，積極培養(yǎng)、大膽提拔年輕高管，建立年輕化、專業(yè)化的高管團隊。

本文的局限性主要在于數(shù)據(jù)收集方面。我國涉農(nóng)上市企業(yè)樣本數(shù)據(jù)本就較少，再加上研究過程中還要剔除部分高管個人信息披露不全的企業(yè)，因此樣本量的限制可能會影響本研究的最終結(jié)論。