蔡雪玲， 杨 瑚
（1. 兰州财经大学 统计学院， 甘肃 兰州 730020；
2. 河西学院 经济管理学院， 甘肃 张掖 734000）
知识经济时代的快速发展导致企业盈利模式发生改变， 企业价值创造的动力不再仅限于有形资产， 而是需要考察无形信息与知识， 从知识的角度创造企业价值， 即组织资本。
组织资本是企业所拥有的内部知识与信息的有机结合， 具有不可复制性， 是创造企业价值的隐性资产， 其价值在于聚合企业知识资源并促进战略目标的实现， 对当代企业提升核心竞争力具有重要作用。
然而， 在当下创建 “双循环” 新发展格局下， 企业如何利用组织资本提振自身创新活力， 进一步扩大内需， 释放经济发展新动能？ 在新发展格局下环境的不确定性是否会影响企业的创新能力？ 是否会影响组织资本与企业主体创新能力之间的关系？ 企业又将如何应对？ 这一系列问题均成为新发展格局下我国企业如何提升创新能力亟须探讨的话题。
组织资本作为企业的隐性资产受到国内外学者的关注， 学术界有较多研究成果。
国外研究视角广泛，主要聚焦于组织资本与绩效的关系探讨［1-2］， 运营效率［3］、 避税水平［4］、 生命周期［5］等也是国外学者涉及的研究范围， 且考虑了变革清晰度、 内部治理水平等因素对组织资本与绩效的关系影响；
而国内关于组织资本的研究正处于初始探索期， 研究视角单一， 研究步伐缓慢， 已有学术成果多集中于组织资本的内在形成机理与内涵界定［6］， 且部分学者基于不同学科角度对组织资本的内涵界定呈现出不同的观点， 加之， 最初的研究理论多聚焦于社会层面， 近几年学者才将研究视角转为企业层面， 出现了组织资本对企业绩效［8］、并购绩效［9］和创新绩效［10］的影响研究， 然而， 对于组织资本与创新绩效的研究也仅仅止步于二者的关系探讨， 多以规范研究为主， 大样本实证研究较少， 且鲜有学者深入研究组织资本与创新绩效的作用机制和影响路径。
综合已有研究成果， 本文引入环境因素探究其对组织资本与创新绩效的作用路径具有一定的理论价值与现实意义。
鉴于此， 选取2012—2019 年我国A 股上市企业，研究组织资本对企业创新绩效的影响关系以及二者的作用机制。
文章的贡献主要表现在三个方面：
第一，丰富了组织资本与创新绩效方面的相关理论研究， 为我国企业提升自身创新能力提供有益借鉴。
第二， 为下一步深入探讨组织资本与企业绩效的作用机理与路径提供新思路， 组织资本提升企业创新绩效已成为学术界的一致观点， 但二者的作用机制尚未有学者涉及，考虑组织资本提升企业创新能力时的外部条件， 有助于揭示组织资本对创新绩效的影响路径。
最后， 多角度验证组织资本与企业创新绩效的关系， 考虑上市企业与其所在地区的异质性， 对研究样本进行分组回归，研究不同特征下的企业组织资本与创新绩效之间的关系， 研究结果对新发展格局下激发上市企业创新活力具有一定借鉴意义。
1.1 组织资本的内涵
组织资本概念的界定呈现多样化与复杂性。
现有文献主要从管理学、 信息经济学、 社会学角度对其界定。
管理学视角下的组织资本更多地被定义为整合机制， 是技术、 过程与设计的结合体， 体现了企业的能力与竞争优势， 保证企业在既定资源中获取更多的收益［1-2］；
Nonkak 和 Konno［3］则更好地诠释了组织资本在企业中的管理作用， 认为其有利于整合信息， 配置资源， 继而提高整体效率［7，11］；
赵顺龙［6］则指出组织资本形成于企业经营与管理活动中， 有利于将组织成员的知识与技能转变为组织专有的资源。
就信息经济学角度而言， 组织资本代表企业所拥有的各种信息［12］， 也可将其看作涵盖员工个人与工作任务信息的集合。
基于社会学角度考虑的组织资本更加注重制度结构， 将其视为权利资本的象征。
综合而言， 虽然学术界对组织资本的定义尚未达成一致意见， 但大部分学者将其视为：
在一定环境中组织拥有的知识与信息，所形成的能够为企业创造价值的资本［9］。
1.2 组织资本与企业创新绩效
由于学者对组织资本概念界定不一， 现有文献主要体现为不同内涵下的组织资本与创新绩效的关系，但研究结果较为一致， 均表明组织资本能够正向影响企业创新绩效。
第一， 组织资本为创新活动提供关键资源。
组织资本作为企业的隐性资产， 通过对信息与知识等各项投入的整合与利用， 提高劳动者专业能力与知识技能， 构建个体与群体协调沟通机制， 降低内部协调成本， 提高企业组织能力［13］， 吸收外部知识进入组织内部形成新的知识， 为企业开展创新活动提供关键资源， 继而提高创新绩效［14］；
第二， 组织资本作为员工知识结构的体现促进创新绩效。
员工作为企业开展创新活动的关键要素， 其所具备的知识经验与技术能力形成了企业内部的组织资本［15］， 在知识循环过程中， 企业流程管理、 创新方式均与已有的知识结构形成密切联系， 这对企业创新具有重要作用， 企业创新往往需要升级现有流程或开发新产品和新服务， 员工知识经验与技术能力越强， 形成的组织资本越多，越容易适应企业创新带来的变化， 转变原有观念， 提升自身技能， 这对提升创新绩效极为关键；
第三， 组织资本促进生产流程的优化。
部分学者认为组织资本包括创新资本和流程资本两个内在维度［16］， 流程资本旨在维持企业有序的内部运营而投入的资本， 强调通过企业员工知识的投入与累积所形成的效率最高的生产流程与管理方式［17］， 是企业流程链不断改造升级的结果；
而创新资本是企业在开发或更新产品和服务时为创新活动而投入的资本， 强调创新专利等无形资产的形成， 技术创新使企业获得新知识与关键能力成为可能［18］， 而获得的新知识和核心能力有助于改善现有生产流程， 减少资源冗余， 提升创新能力。
可见， 组织资本越高， 企业创新能力越强， 创新绩效也就越高。基于此， 提出假设：
假设H1：
组织资本对企业创新绩效具有正向促进作用。
1.3 环境不确定性的调节效应
现代企业与外部环境的联系愈加紧密， 变化多端的市场环境往往会影响企业经济活动， 当下正处于“双循环” 发展新格局， 企业无疑会受到诸多无法预计的不确定性风险的影响， 成为实务界的热议话题。然而， 学术界对环境不确定性与创新绩效的结论不尽一致， 主要表现为环境不确定性对企业投资决策的影响， 可能表现为过度投资， 也可能是投资不足［19］。
一方面， 高度不确定性的环境成为管理层谋取私利的便捷场所， 使管理者更倾向于将投资失误所造成的损失归咎于外部环境的不确定性， 易造成过度投资的现象；
另一方面， 环境的不确定性对管理层的评价增加了一定难度， 迫使管理层放弃高风险的项目， 减少投资动机［20］。
王凯和武立东［21］以企业集团为切入点， 检验了环境不确定性与企业研发投入呈正向影响关系。
本文认为， 环境不确定性有利于企业开展创新活动， 当外部环境较为稳定时， 企业提升创新能力的意识不高，导致企业间的信息交流减少， 不愿意为维持与利益相关者的关系而付出高额成本， 而是更倾向于以较低成本从原有市场获取创新资源［22］。
反之， 外部环境具有较高不确定性时， 企业外部创新资源难以获取， 加之，内部原有资源对企业创新的作用可能已不适用高度不确定性的发展环境［23］；
同时， 市场需求在高度不确定性的环境下变化多样， 产品研发周期缩短［24］， 迫使企业加强与利益相关者的联系， 建立良好的关系网络以获取市场、 技术与知识等创新资本， 促进企业创新绩效的提升。
在不确定的环境中， 企业面对无法预测的因素迫使其提升自身技术与更新生产流程， 进而说明变幻多端的环境丰富了创新知识［25］， 即：
在不确定性较高的环境中， 企业对知识、 信息与员工的投入越多越有利于企业创新知识的积累， 创新绩效也就越高。基于此， 提出假设H2：
假设2：
环境不确定性正向调节组织资本与企业创新绩效之间的关系。
2.1 样本选取与数据来源
基于数据的可获得性， 同时为保证研究结论的准确性， 尽可能增加研究样本容量， 以2012—2019 年度我国A 股上市企业作为研究样本， 并对样本进行如下筛选与处理：
（1） 剔除金融保险类企业；
（2） 剔除“ST” “PT” 企业；
（3） 剔除关键变量数据异常与缺失的企业；
（4） 对所有连续变量进行上下1%的缩尾处理。
最终获得14 044 条有效企业-年度数据。
财务数据均来自国泰安数据库， 采用 Stata15 分析软件完成。
2.2 变量定义
（1） 被解释变量。
通过梳理已有文献， 创新绩效呈现出两种度量方式， 其一是采用企业研发新产品的价值或销售额， 其二从产出角度出发利用专利申请数量衡量， 由于企业研发活动具有高风险和周期长等特征， 专利活动能够体现企业创新投入的有效性， 被广泛用于度量企业创新绩效［26］。
因此， 本文以专利申请数量衡量企业创新绩效， 同时， 借鉴学者 Hall 和Harhoff［27］、 黎文靖和郑曼妮［28］的做法将企业专利申请分为发明专利申请和非发明专利申请， 非发明专利申请包括实用新型和外观设计， 两种分类代表企业不同目的的研发活动， 前者是为推动企业技术进步和获取核心竞争力的 “高质量” 创新行为， 后者则是为满足监管、 迎合利益相关者而追求 “速度” 的策略创新［29］。
因此， 本文以专利申请总数衡量企业创新数量， 以发明专利数量衡量创新质量， 两者综合为企业创新绩效。
回归时分别对专利申请总数Patent、 发明专利申请总数PatentIno、 非发明专利申请总数PatentUd加1 取自然对数。
（2） 解释变量。
学术界对组织资本的度量方式不一， 部分学者通过间接形式计量组织资本［30-31］；
还有学者认为组织资本体现了产出效率， 可利用财务数据度量。
基于本文研究内容， 借鉴学者 Eisfeldt 和Papanikolaou［2］的做法， 通过永续盘存法求得组织资本OC的数值， 计算步骤如下：
其中，OC0是企业初始年份的组织资本；
SG＆A1是初始年下一年企业的销售费用与管理费用之和；
g为企业销售费用和管理费用的实际平均增长率， 利用程冕等［9］的研究， 取值 19.84%；
δ0为组织资本的折现率，根据美国经济分析局对研发费用的折旧率估计值取参考值15%。
式 （2） 中，OCi，t是企业i第t年的组织资本；
OCi，t-1是企业i在第t-1 年的组织资本；
CPIt是当年居民消费价格指数。
为消除企业规模对组织资本的影响， 采取组织资本与总资产的比值衡量企业组织资本， 本文后续所提到的组织资本为相对组织资本， 统称为组织资本。
（3） 调节变量。
环境不确定性的度量较为复杂，本文借鉴学者 Ghosh 和 Olsen［32］、 高歌［33］的做法， 通过对研究期间各企业的营业收入与年度变量进行最小二乘法进行回归估计， 模型如下：
其中，sale为各企业营业收入；
date为年度变量， 由于本文所选取样本期间为2012—2019 年， 因此， 营业收入所属时间为2019 年时，date取值为8， 营业收入所属时间为2018 年时， 取值为7， 以此类推， 当营业收入所属时间为2012 年时，date取值为1。
计算模型（3） 回归后得到的残差项的标准差， 用其除以对应行业的残差项的标准差的中位数作为企业当年度环境不确定性程度， 数值越大说明企业当年面临的环境不确定性越高。
（4） 控制变量。
本文借鉴相关文献， 增加了企业规模、 资产负债率、 收入增长率、 资产收益率、 总资产周转率、 产权性质和股权集中度等可能影响企业创新绩效的控制变量， 文章所用到的变量定义和度量说明详见表1。
表1 变量定义
2.3 模型设计
采用多元回归法对本文提出的假设1 和2 分别构建模型 （4） 和 （5）， 为控制行业与年份对回归产生干扰， 在模型中对行业与年份采用固定效应。
构建模型如下：
其中，i为第i家企业，t为年份，Controls为控制变量总称，LnPatent代表企业创新绩效，β0为截距项，βi为回归系数，εi，t为残差项。
3.1 描述性统计
根据表2， 企业专利申请数量Patent的均值为38.321， 标准差为281.085， 表示企业间专利申请差异较大， 创新能力不一。
发明专利数量PatentIno与非发明专利数量PatentUd的均值分别为19.448 和18.874，标准差均较大；
组织资本的均值为1.570， 最大值与最小值之间的差额为16.317， 标准差为1.436， 说明样本中不同企业之间组织资本的差别较大， 其余为控制变量。
由此可见样本具有较大异质性。
表2 描述性统计
3.2 相关性分析
对主要变量进行相关性分析 （表3）， 可见组织资本与专利申请、 发明专利申请与非发明专利申请的相关系数分别为 0.072、 0.047、 0.058， 且均在 1%水平上显著正相关， 表明组织资本与企业创新绩效的关系为正相关关系， 初步验证假设H1， 控制变量间的相关系数均小于0.4， 不存在多重共线性问题。
表3 主要变量相关性分析
3.3 均值检验
以创新绩效为检验变量， 根据组织资本的中位数为分割点， 将其分成组织资本较大组和组织资本较小组， 进行独立样本t检验。
表4 报告均值检验结果，在1%水平上， 组织资本较大组的创新绩效与组织资本较小的创新绩效存在显著差异， 组织资本越大， 企业创新绩效越高， 初步接受假设1。
表4 独立样本t 检验
3.4 回归分析
为组织资本对创新绩效的影响， 对全样本组织资本与创新绩效进行回归， 结果详见表5。
组织资本与三项 企 业 创 新 绩 效 指 标 （LnPatent、LnPatentIno、LnPatentUd） 的系数分别为 0.095、 0.085、 0.059， 且均在1%水平上通过显著性检验， 组织资本越高， 企业越可以通过转化知识与信息， 更新产品与升级服务，开发新的生产工艺， 进一步提高企业创新能力， 发明专利与非发明专利申请总数也就越多， 继而提升创新绩效， 假设1 得到验证。
控制变量与创新绩效的关系与杨金坤［29］的结论几乎一致。
表5 组织资本与创新绩效的回归结果
为检验假设H2， 对自变量与交互项分别去中心化， 并按照阶层调节回归分析的方法， 首先加入组织资本和环境不确定性， 检验二者共同对企业创新绩效的影响；
其次将组织资本、 环境不确定性与交互项加入回归方程， 检验交互项对企业创新绩效的影响。
如果交互项系数显著， 且可调整R2显著， 则环境不确定性的调节作用成立。
表6 报告了环境不确定性对组织资本与财务绩效的调节效应回归结果。Oc×Eu的系数分别为 0.287、 0.168 和 0.377， 且均在 1%水平上显著， 可调整R2均较前一层次回归有所增大， 说明环境不确定性正向调节组织资本对创新绩效的关系， 即：在不确定性较高的环境中， 企业需面临持续加大的外部资源的获取难度以及逐渐降低的内部原有资本的作用双重压力， 促使企业加大对知识、 信息与员工的投入与积累， 建立良好的关系网络， 提升创新绩效， 假设H2 得到验证。
表6 环境不确定性对组织资本与创新绩效的调节效应
3.5 稳健性检验
为避免变量间的内生性问题， 并确保研究结论的可靠性， 本文采用如下稳健性检验：
变换模型估计方法。
由于专利申请数量为非负整数， 采用面板数据非线性计数模型可能更具有较好的效果， 因此， 借鉴杨金坤［29］的做法， 将回归模型替换为泊松分布模型， 重新对模型 （4） 和模型 （5） 进行回归， 回归系数均通过显著性检验， 与前文回归结论一致。
更换创新绩效度量方法。
从企业创新数量与创新质量两方面综合衡量创新绩效， 在稳健性检验中借鉴余泳泽和刘大勇［34］的方法， 考虑创新程度、 技术贡献与经济价值方面的差异， 分别对发明专利、 实用型专利与外观设计型专利赋予 0.5、 0.3、 0.2 的权重， 加权求和后取自然对数衡量企业创新绩效 （Lnpatent_Y）。回归结果与前文回归结果一致。
分样本检验。
将研究期间分为2012—2014 年度和2015—2019 年度子样本进行回归， 回归结果仍与前文回归结果一致， 子样本中组织资本与创新绩效的回归系数分别为0.090 和0.103， 环境不确定性与组织资本的交互项系数分别为0.406、 0.265， 且均通过显著性水平检验， 再次验证前文回归结果。
限于篇幅， 此处不予赘述全部回归结果。
4.1 企业异质性分析
为进一步探究不同性质下组织资本对创新绩效的影响， 选取产权性质、 规模和成长性衡量企业不同特征， 企业规模与成长性分别根据企业资产中位数与营业收入增长率中位数对样本进行分组回归， 表7 报告了企业异质性分析结果。
列 （1） 报告了不同产权性质的组织资本对创新绩效之间的回归结果， 国有企业的组织资本与创新绩效的回归系数为0.077， 非国有企业的组织资本与创新绩效的回归系数为0.103， 且均在1%水平上显著， 组织资本均能促进国有企业和非国有企业的创新绩效， 不因国有企业性质的复杂性、所有者缺位和监管激励机制缺失等问题［33，35］而呈现差异性结果， 原因可能在于， 组织资本作为企业存在的隐性资产， 涵盖无形信息与知识， 这对信息时代的所有企业而言， 拥有较高的组织资本对创新能力的提升无疑具有较强的促进作用。
列 （2） 报告了不同规模下的组织资本对创新绩效之间的回归结果， 大型企业组织资本与创新绩效的回归系数为0.149， 且通过显著性水平检验， 而中小型企业的回归系数为0.001，未通过显著性检验， 说明大型企业的组织资本对创新绩效具有显著正向影响， 而在中小型企业中组织资本对创新绩效的影响不显著， 这一结果表明大型企业往往呈现出规模经济， 企业通过利用知识、 信息或外部资源显著提升创新绩效， 而中小型企业自身竞争力较低， 资源整合能力较差， 往往需要投入高额的研发成本， 加之创新的不确定性与风险性， 中小企业承受风险的能力较低， 因此在中小型企业中组织资本对创新绩效的提升作用并不明显。
列 （3） 报告了处于不同成长阶段的企业组织资本对创新绩效的回归结果， 组织资本与创新绩效的系数均在1%水平上通过显著性检验， 处于高成长阶段的企业侧重提升核心竞争力，这一战略目标促使企业加大外部扩张， 加快构建外部网络关系， 较高的组织资本帮助企业更好地提升创新能力；
对于低成长性的企业而言， 重点在于维持发展，此时， 如果企业加强对组织资本的利用， 有助于完善生产流程， 生产新产品与新服务， 继而提升企业创新能力。
表7 企业异质性分析结果
4.2 地区异质性分析
西部地区与东部地区经济发展差距较大， 在知识经济时代， 西部地区企业能否把握机遇， 实现资源要素高质量发展， 提升核心竞争力， 发挥更为重要的战略作用， 是新时代亟需关注的问题。
为此， 进一步检验位于不同地区的企业组织资本对创新绩效的影响以及环境不确定性的调节效应是否存在差异。
根据企业办公地址将研究样本分为中东部与西部地区， 表8 报告了地区异质性检验结果。
中东部地区的企业组织资本与创新绩效的回归系数为0.102， 且通过1%显著性水平检验， 而位于西部地区的企业组织资本与创新绩效之间的回归系数为0.052， 在10%水平上显著， 说明中东部地区的企业组织资本对创新绩效的影响效果更加显著， 这可能是因为中东部地区经济发展速度较快， 市场化进程较高， 具有完整且发达的外部资源网络， 该地区的企业更容易获得外部资源， 并利用其提升自身创新能力， 而西部地区由于地理劣势， 发展速度缓慢， 加之西部地区的资金、资源与劳动力等生产要素被吸引到东部地区， 获取外部资源需付出较大成本， 因此组织资本对创新绩效的提升有限， 但是经过外部环境不确定性的调节效应， 西部地区企业利用组织资本能够显著促进创新绩效， 这一结果意味着西部地区企业在当下新发展格局下， 应该紧抓发展机遇， 扩大内需， 提升企业创新绩效。
表8 地区异质性检验结果
基于前文中东部与西部地区回归结果的差异， 进一步对西部地区不同产权性质的企业进行分组回归，表9 报告了西部地区国有企业和非国有企业回归结果。首先， 位于西部地区的国有企业组织资本与创新绩效在10%水平上显著正相关， 而在非国有企业中二者的关系未通过显著性检验， 这说明西部地区国有企业和非国有企业的组织资本与创新绩效的关系存在差异；
其次， 环境不确定性均能调节西部地区企业的组织资本与创新绩效之间的关系， 但对非国有企业的调节效应显著程度要低于国有企业， 表明西部地区的非国有企业需要通过市场环境的调节效应， 加强企业内外部资源的整合利用， 进而提升企业创新绩效。
这一结果与现实相符， 西部地区偏远， 国有企业监管机制失效，增加了管理层的机会主义行为， 往往会因为追求自身利益加大投资高风险的项目， 产生过度投资的现象，进而挤占非国有企业的投资机会， 导致非国有企业出现投资不足， 创新能力低下的现象， 而在高度不确定的外部市场环境下， 非国有企业可以通过获取外部新资源与新技术等， 并加以整合， 进而提升企业的创新能力， 但由于自身资本实力不强与较低的债务担保信用， 获取新资源与新技术的能力有限， 而国有企业在高度不确定性的外部环境中， 受国家政策支持以及自身规模庞大的原因， 更易获取新资源与新技术， 因此，组织资本对创新绩效的提升作用更强。
该结论为新发展格局下加强西部地区国企与非国企要素资源流动提供有力证明。
表9 西部地区不同产权性质企业回归结果
在新发展格局下， 对2012—2019 期间我国A 股上市企业组织资本与创新绩效之间的关系进行实证分析，并检验环境不确定性对组织资本与创新绩效之间的调节效应。
研究发现， 上市企业的组织资本能够显著促进创新绩效， 且环境不确定性正向调节二者之间的关系；
进一步考虑企业与地区异质性， 组织资本与创新绩效的关系不因产权性质不同、 成长性高低而产生差异性结果， 但不同规模企业的组织资本对创新绩效的影响不同， 且位于中东部地区企业的组织资本对创新绩效的正向影响作用强于西部地区企业， 西部地区非国有企业的组织资本需依赖环境不确定性的调节效应共同提升企业创新绩效。
以上结论为新时代发展格局下我国企业提升竞争优势、 扩大内需、 实现高质量发展具有实际意义。
基于本文研究结论， 提出以下几点实践启示：
积极适应动态环境， 提高研发投入绩效。
在新时代发展格局下， 国内企业应抓住这一发展机遇， 明确自身的相对竞争优势， 加快资源要素高质量发展。
采用国际标准满足国内外市场需求， 提升企业价值链高度， 加强合作伙伴、 竞争对手、 科研机构等外部关联，以获取更多的外部资源， 同时， 企业内部需要进行资源整合， 包括组织结构和管理方法的创新， 使企业投入的要素能够更多地转化为创新绩效。
国有资本在我国总资本体量中占有非常重要的地位， 但民营企业对我国经济贡献度不容小觑， 新发展格局下国内大循环的形成必须确保民营企业享有足够的成长空间以及与国有企业平等的国民待遇［36］， 这就需要加强国有企业与民营企业的要素流通， 避免因国企过度投资挤占民营企业的投资机会， 尤其是加强西部国有企业与非国有企业之间的要素联动纽带， 通过民营企业参股或建立合作协议的形式一方面能够提高国有企业生产效率， 另一方面增加民营企业投资机会， 多渠道获取资源， 提高生产要素资源的优化配置能力， 进而提升创新绩效。
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