程江豪 王秋紅

【摘 要】 品牌價值的高低決定著企業(yè)的行業(yè)地位與資源配置能力，是衡量企業(yè)管理者實施品牌戰(zhàn)略的重要指標。作為管理者異質性綜合體現(xiàn)的管理者能力對品牌價值究竟能夠產生何種作用？文章從實證角度以2010—2015年世界品牌實驗室發(fā)布的《中國最具品牌價值500強》排行榜中所有制造業(yè)上市公司為研究樣本，采用多元線性回歸方法，深入探究管理者能力對品牌價值的作用機理。結果顯示，管理者能力對品牌價值具有顯著正向作用，企業(yè)技術創(chuàng)新在管理者能力與品牌價值作用機理中具有顯著的部分中介效應。研究不僅拓展了高階梯隊理論和品牌價值的研究范疇，而且為目前我國企業(yè)經濟轉型升級及主動融入“一帶一路”建設指明了方向。

【關鍵詞】 管理者能力; 品牌價值; 中介效應

【中圖分類號】 F273.1? 【文獻標識碼】 A? 【文章編號】 1004-5937（2019）04-0079-06

一、引言

數(shù)據(jù)顯示，從2014年起我國工業(yè)品產量居世界第一，制造業(yè)增加值占世界20.8%;然而知名品牌僅占世界100強的2%，屬于典型的“制造大國，品牌小國”。同時由于存在著低端產品過剩與高端供給不足的矛盾，消費者瘋狂購買國外品牌產品，我國每年海外購物消費接近萬億元，間接導致GDP下降接近一個百分點。由此可見，提高經濟發(fā)展質量與效益，實現(xiàn)企業(yè)轉型升級，必須培育強勢知名品牌，提升品牌價值。已有大量文獻認為，品牌價值最終取決于消費者的認知[1-2]與品牌關系[3-4]。然而，利益相關者理論認為品牌價值是品牌與利益相關者價值共創(chuàng)的結果[5-6]，品牌價值創(chuàng)造不僅僅局限于消費者、員工及供應商等利益相關者，而且與企業(yè)品牌戰(zhàn)略決策者——管理者密切相關，不同能力的管理者對品牌價值的作用不同。同時已有文獻也研究證明技術創(chuàng)新對品牌價值具有顯著的正向決定作用[7-11]。那么，在品牌價值創(chuàng)造過程中，管理者能力對品牌價值之間的作用機理到底如何？技術創(chuàng)新在其作用機理中扮演著何種角色？

基于此，本文選取世界品牌實驗室2010—2015年每年發(fā)布的《中國500最具價值品牌》排行榜中所有制造業(yè)上市公司為研究樣本，探討管理者能力對品牌價值的作用機理。研究結果顯示：管理者能力能夠顯著正向影響品牌價值;企業(yè)技術創(chuàng)新在管理者能力與品牌價值關系中具有顯著的部分中介效應。

本文可能的貢獻：第一，以前研究都是基于消費者視角研究品牌價值，忽視了管理者尤其是管理者能力在品牌價值中的作用，本文的研究進一步挖掘了品牌價值的決定因素，為創(chuàng)建強勢品牌提供了經驗證據(jù)。第二，豐富了管理者能力及品牌價值領域的相關研究文獻。目前管理者能力領域文獻鮮有涉及對品牌價值作用機理的研究，尤其是尚未發(fā)現(xiàn)直接從企業(yè)內部管理者角度去研究對品牌價值創(chuàng)造的文獻。

二、理論分析與研究假設

（一）管理者能力與品牌價值

新古典經濟理論認為管理者是同質且可以完全替代的，只要外界環(huán)境相同，企業(yè)都會做出完全相同且理性的選擇。然而，現(xiàn)實中企業(yè)決策行為卻存在異質性，且這種異質性無法用公司特征及行業(yè)特征因素去解釋。因此，以企業(yè)管理層異質性及人的有限理性為前提，Hanbrick & Mason于1984年創(chuàng)新性地提出了“高階梯隊”理論。該理論認為企業(yè)管理層異質性特征會影響企業(yè)決策和行為，進而影響企業(yè)組織績效和目標實現(xiàn)。管理者能力作為管理者異質性特征的內在綜合體現(xiàn)，也不可避免地影響到企業(yè)經營決策及績效目標的實現(xiàn)。已有文獻研究表明，管理者能力不僅能夠顯著抑制企業(yè)投資羊群行為[12]、緩解代理沖突、改善資本投資效率[13]，而且能夠提高盈利能力、減少信息不對稱，正向影響企業(yè)盈余質量[14]及提高公司業(yè)績[15]。由此可見，管理者能力在企業(yè)經營過程及戰(zhàn)略目標實現(xiàn)中發(fā)揮著重要作用。品牌價值創(chuàng)造作為企業(yè)戰(zhàn)略目標的重要組成部分，也不可避免地與企業(yè)管理者能力緊密相關。首先，能力強的管理者一般具有較強的溝通技巧及資源整合優(yōu)化能力，能夠有效地引導各利益相關者參與企業(yè)品牌價值創(chuàng)造，進一步拓展品牌產品，提升品牌產品的市場占有率，實現(xiàn)品牌戰(zhàn)略決策目標，提升品牌價值;其次，按照聲譽理論，企業(yè)管理者能力越強，越重視自己的聲譽，其向社會利益相關者傳遞出的信息可靠性就越高，就能夠得到更多社會公眾的依賴，吸引更多利益相關者，增強品牌忠誠度，為企業(yè)帶來超額利潤，實現(xiàn)品牌價值創(chuàng)造良性循環(huán);最后，根據(jù)信號理論，企業(yè)管理者能力高低本身就是一種信號，能力越強的管理者越自信，越愿意釋放真實的企業(yè)信息，在一定程度上能夠減少公司的信息不對稱，能夠增強外部利益相關者對其品牌產品的認知度和信賴度，進而增強品牌價值創(chuàng)造動力?；谏鲜龇治鎏岢黾僭O1。

H1：企業(yè)管理者能力與品牌價值具有顯著的正相關關系。

（二）管理者能力與企業(yè)技術創(chuàng)新

管理學理論認為，能力強的管理者一般有著較高的風險控制能力、機會發(fā)現(xiàn)能力及學習能力。當企業(yè)進行技術創(chuàng)新時，必然面臨著諸多風險，能力強的管理者能夠冷靜地控制好風險，識別出風險中蘊含的機會，采取措施積極規(guī)避風險，表現(xiàn)出較高的創(chuàng)新積極性。同時，在創(chuàng)新過程中，能力強的管理者能夠在學習和模仿成功者的基礎上，從公司資源中剖析出能夠促進技術創(chuàng)新成功的各種潛在因素，提高企業(yè)技術創(chuàng)新績效。相關文獻也研究認為能力高的管理層能更好地得到股東及其他利益相關者的信任[16]，其所屬企業(yè)的財務報告不太可能被操縱，企業(yè)財務透明度比較高，且有能力對未來收益進行更好的預測，企業(yè)信譽較好，能夠降低企業(yè)技術創(chuàng)新的融資成本。除此之外，相關研究也表明能力高的管理者能夠通過建立最優(yōu)的組織結構及福利來挖掘科研人員的最大科研潛力，從而為企業(yè)技術創(chuàng)新提供最有價值的人力資源，提升企業(yè)技術創(chuàng)新產出[17]。Chen et al.[18]也通過實證檢驗，認為能力強的管理者能夠有效地將創(chuàng)意轉化成有價值的產品，管理者能力能夠更多地促進“激進性”創(chuàng)新。因此，基于以上分析提出假設2。

H2：管理者能力與企業(yè)技術創(chuàng)新呈現(xiàn)顯著的正相關關系。

（三）管理者能力、企業(yè)技術創(chuàng)新與品牌價值

內生增長理論認為，技術創(chuàng)新是經濟增長和社會進步的重要動力，企業(yè)作為技術創(chuàng)新的主體，通過投入科技資源，將創(chuàng)新增加的種類或提升質量的產品投入市場，保持或吸引利益相關者，實現(xiàn)產品的市場價值，給企業(yè)帶來經濟利益，為企業(yè)持續(xù)創(chuàng)新提供物質保障。與此同時，創(chuàng)新產品推入市場后，往往會隨著產品質量、性能等知名度及美譽度的上升，推動產品品牌逐漸形成，品牌價值逐步提升。相反，如果企業(yè)僅僅依靠各種廣告、促銷手段去推廣品牌，而沒有以技術創(chuàng)新的技術和優(yōu)質產品為依托，就無法滿足利益相關者的心理需求，進而就無法形成相應的品牌效應，即使已存在的品牌效應也難以持續(xù)，品牌價值創(chuàng)造也就無從談起。由此可見，技術創(chuàng)新是產品品牌的形成基礎及品牌價值增值的源泉。任何品牌成長都需要技術創(chuàng)新的支撐作用，正是由于企業(yè)存在持續(xù)不斷的技術創(chuàng)新，才能夠為品牌的成長注入了動力源泉，使品牌價值不斷提升?？v觀我國制造業(yè)“華為”和“格力電器”品牌價值創(chuàng)造及技術創(chuàng)新歷程：2007—2016年“華為”品牌價值由436.52億元上升至2 196.45億元，“格力電器”品牌價值由77.53億上升至926.71億元;截至2016年底，華為累計獲得專利授權超過6萬件，超過90%為發(fā)明專利，格力電器已累計申請專利超過2萬件。這些成績的取得無不是以“任正非”及“董明珠”為首的強勢管理者戰(zhàn)略決策及實施的結果。由此可見，管理者能力在品牌價值創(chuàng)造中發(fā)揮了積極的主導作用，技術創(chuàng)新是保證品牌價值持續(xù)創(chuàng)造的動力。因此，基于上述分析提出假設3。

H3：企業(yè)技術創(chuàng)新在管理者能力與品牌價值之間起著顯著的中介效應作用。

三、研究設計

（一）樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

選取世界品牌實驗室2010—2015每年發(fā)布的《中國500最具價值品牌》排行榜中所有上市公司制造業(yè)為初始研究樣本，并按照以下標準進行篩選：（1）剔除上市地點不在國內的品牌;（2）將上榜品牌屬于同一公司的品牌價值予以合并;（3）將一個品牌有幾家上市公司的先予以分解，然后再將相應的財務數(shù)據(jù)予以直接相加;（4）剔除數(shù)據(jù)存在缺省值的品牌所屬公司;（5）為了消除極端值的影響，對主要變量進行了1%的Winsorize處理。按照上述標準，最終得到符合條件的537個樣本觀測值。品牌價值數(shù)據(jù)來自世界品牌實驗室發(fā)布的2010—2015年品牌價值排行榜，財務數(shù)據(jù)來自國泰安（CSMAR）數(shù)據(jù)庫，專利數(shù)據(jù)通過中國知識產權局的檢索系統(tǒng)手工整理獲得。數(shù)據(jù)處理采用Stata 14.0統(tǒng)計軟件。

（二）變量解釋說明

1.被解釋變量：品牌價值（BV）

借鑒黎小林等[19]及趙蓓等[20]的做法，采用世界品牌實驗室每年發(fā)布的《中國500最具價值品牌》中的數(shù)值來衡量某個品牌的價值。

2.解釋變量：管理者能力（MA）

借鑒已有研究成果，采用DEA-Tobit模型對企業(yè)管理層的能力進行度量。首先運用數(shù)據(jù)包絡分析方法（DEA）計算出企業(yè)生產效率（θ）;然后，剔除企業(yè)特有因素對生產效率的影響，運用Tobit模型控制年度來進行回歸，得到的殘差值即為管理者能力（MA）。

3.中介變量：技術創(chuàng)新（Te_In）

為了能夠更加準確反映企業(yè)的技術創(chuàng)新，得出更為穩(wěn)健性的結論，本文采取技術創(chuàng)新產出[21]及技術創(chuàng)新效率兩類指標對企業(yè)的技術創(chuàng)新進行評價。

4.控制變量

結合已有研究文獻，將影響品牌價值的主要因素如廣告費用、資產規(guī)模、財務杠桿、上市年限、市場化進程、產權性質及企業(yè)成長性等作為控制變量。具體變量的定義如表1所示。

四、實證結果分析

（一）描述性統(tǒng)計

表2報告了研究變量的描述性分析結果。從表中可以看出，品牌價值（BV）的平均值（23.03）與中位數(shù)（22.93）相差不大，標準差為1.085，表明我國上市制造企業(yè)品牌價值整體上呈現(xiàn)較好的正態(tài)分布。管理者能力（MA）的均值與中位數(shù)分別為-0.008與-0.019，標準差為0.159，最小值為-0.323，最大值為0.374，表明各品牌所屬的上市公司之間的管理者能力存在比較突出的差異性。技術創(chuàng)新能力（專利申請量Ln P_s/RD_s）的平均值與中位數(shù)分別為3.549/0.152和3.497/0.153，二者相差不大，標準差為1.906/0.076，最小值為0，最大值為8.519/0.311，表明我國上市制造企業(yè)的技術創(chuàng)新能力整體上呈現(xiàn)較好的正態(tài)分布，但樣本技術創(chuàng)新能力存在較大的個體性差異。

（二）回歸結果與分析

表3報告了模型1—模型3的多元回歸結果，其中（1）列是模型1的回歸結果。由結果可知，管理者能力（MA）的系數(shù)為0.5486，在5%的水平上顯著為正，表明企業(yè)管理者能力與品牌價值呈現(xiàn)顯著的正相關關系，即企業(yè)管理者能力越高，品牌價值就越高，這與H1一致?？刂谱兞恐写蟛糠峙c預期一致，表明會對品牌價值產生顯著的正向影響。由此，H1得到驗證。（2）列和（3）列是模型2的多元回歸結果。由結果可知，管理者能力（MA）的系數(shù)為分別為2.3351與0.1063，均在1%的水平上顯著為正，表明企業(yè)管理者能力與技術創(chuàng)新能力呈現(xiàn)顯著的正相關關系，即企業(yè)管理者能力越高，企業(yè)技術創(chuàng)新能力就會越高，這也與H2是一致的?？刂谱兞恐幸泊蟛糠峙c預期一致，對企業(yè)技術創(chuàng)新能力產生顯著的正向影響;上市年限（Listy）與銷售收入增長率（R_Grow）的符號均為負，且均至少在5%的水平上顯著，這可能的原因是：（1）上市年限較長的公司，本身已經具有較好的穩(wěn)定市場份額，創(chuàng)新動力的不足會抑制其企業(yè)創(chuàng)新能力;（2）銷售增長率較高的企業(yè)，可能更加關注企業(yè)短期的銷售增長情況，從而會忽略企業(yè)技術創(chuàng)新能力的提高。由此H2得到驗證。

（4）列和（5）列是模型3的多元回歸結果。由結果可知，管理者能力（MA）的系數(shù)均在10%的水平上顯著正相關;同時技術創(chuàng)新指標Ln P_s與RD_s的系數(shù)分別為0.0538與1.4288，t值分別為2.51與2.82，分別在5%與1%的水平上顯著正相關。

比較模型1和模型3的回歸結果，在控制企業(yè)技術創(chuàng)新變量時，管理者能力的回歸系數(shù)由0.5486（2.07）下降到0.4229（1.69）和0.3967（1.68），這表明管理者能力對品牌價值的作用顯著性降低，然而，F(xiàn)值卻由55.2297顯著提高至56.9792與56.4549，擬合度R2_a由0.4667提升至0.4722與0.4737，且企業(yè)技術創(chuàng)新指標的回歸系數(shù)為0.0538（1.4288），t值為2.51（2.82），至少在5%的水平上顯著正相關。依據(jù)溫忠麟[22]中介效應的檢驗程序，這表明企業(yè)技術創(chuàng)新（Ln P_s/RD_s）在管理者能力（MA）與品牌價值（BV）之間發(fā)揮著部分中介效應。由此模型3的回歸結果支持H3。

（三）穩(wěn)健性檢驗

為了使上述檢驗結果具有一定的穩(wěn)健性，本文進行如下穩(wěn)健性測試：

1.指標替換。為了防止中介變量指標的衡量偏誤，我們替換了中介變量——企業(yè)技術創(chuàng)新的衡量指標。將上述衡量企業(yè)技術創(chuàng)新能力（Ln P_s/RD_s）的指標替換成發(fā)明專利的數(shù)量指標Ln P_i/RD_i，結果如表4所示。另外，我們還將主要解釋變量——管理者能力（MA）按照中位數(shù)虛擬化成變量（ MA2），當MA大于等于中位數(shù)時取1，小于中位數(shù)時取0，結果如表5所示。

2.內生性檢驗。為了緩解研究中樣本選擇偏誤所產生的內生性問題，本文采用傾向匹配得分法（PSM）進行穩(wěn)健性檢驗，選取控制變量為協(xié)變量，采用一對一匹配，計算出ATT估計值，其對應的t值為2.41，在5%的水平上顯著，即相對于控制組，處理組（管理者能力高）的品牌價值越高。接著，我們進一步利用匹配后樣本N（N=247）對模型1—模型3進行了回歸，結果如表6所示。

所有測試結果除了回歸系數(shù)和顯著性有細微變動之外，測試結果與上述結論基本趨于一致，沒有實質性差異。說明本研究結論具有一定的穩(wěn)健性。由于篇幅限制，所有穩(wěn)健性測試結果均從簡列示。

五、結論及啟示

本文以“管理者能力—技術創(chuàng)新—品牌價值”為研究主線，從一個較新的角度研究管理者能力、對品牌價值的作用機理。實證結果表明：管理者能力對品牌價值具有顯著的正向作用，且企業(yè)技術創(chuàng)新在管理者能力與品牌價值關系中具有顯著的部分中介效應。

研究結果表明，管理者能力雖然是影響品牌價值創(chuàng)造的重要因素，但必須依靠企業(yè)技術創(chuàng)新才能維持品牌價值的持續(xù)創(chuàng)造動力。因此，對企業(yè)而言，不僅要借鑒發(fā)達國家的職業(yè)經理人制度，完善高管薪酬與考核制度，充分發(fā)揮企業(yè)管理者能力，促進企業(yè)技術創(chuàng)新，提升品牌價值，實現(xiàn)產業(yè)快速轉型升級，加速供給側改革;而且要充分運用財稅、金融等的多套優(yōu)惠政策，健全技術創(chuàng)新獎勵，調動企業(yè)員工技術創(chuàng)新的積極性，引導技術創(chuàng)新由數(shù)量向質量效益轉變，切實提升企業(yè)產品質量，創(chuàng)建強勢自主品牌，提升品牌價值，增強企業(yè)的核心競爭力，為我國實施自主品牌戰(zhàn)略，加快產業(yè)轉型升級，落實供給側改革，提供人力資源及技術上的支持。最后，主動融入“一帶一路”國家戰(zhàn)略，充分開展技術創(chuàng)新活動，為全球利益相關者提供高品質、獨具特色的品牌產品，打造一批具有國際競爭力的強勢品牌。

【參考文獻】

[1] AAKER D A.Managing brand equity[M].New York：The Free Press，1991.

[2] YOO B，DONTHU，N.Developing and validating a multidimensional consumer-based brand equity scale [J].Journal of Business Research，2001，52（1）：1-14.

[4] 鐘帥，章啟宇.基于關系互動的品牌資產概念、維度與量表開發(fā)[J].管理科學，2015（2）：69-79.

[5] JONES R.Finding Sources of Brand Value：Developing a Stakeholder Model of Brand Equity[J].Brand Management，2005，13（1）：10-32.

[6] 張■，張銳，劉進平.品牌價值來源及其理論評析[J].預測，2010（5）：74-80.

[7] 周焯華，秦佳良，劉程軍.區(qū)域技術創(chuàng)新對品牌價值的影響——基于省級面板數(shù)據(jù)的實證研究[J].科技管理研究，2014（22）：10-13.

[8] TRUONG Y，KLINK R R，F(xiàn)ORTRIOCHE L，et al.Consumer response to product form in technology-based industries [J].Journal of Product Innovation Management，2014，31（4）：867-876.

[9] 唐小飛，成立，王春國.新經濟環(huán)境下技術創(chuàng)新驅動與品牌關系驅動影響力對比研究[J].科研管理，2015（11）：176-183.

[10] 李巍.戰(zhàn)略導向均衡對產品創(chuàng)新與經營績效影響[J].科研管理，2015（1）：143-151.

[11] 王分棉，程立茹，王建秀.知識產權保護、技術創(chuàng)新與品牌成長——基于門檻面板回歸分析[J].北京工商大學學報，2015（4）：102-109.

[12] 張敦力，江新峰.管理者能力與企業(yè)投資羊群行為——基于薪酬公平的調節(jié)作用[J].會計研究，2015 （8）：41-48.

[13] 潘前進，王君彩.管理層能力與資本投資效率研究[J].中央財經大學學報，2015（2）：90-97.

[14] DEMERJIAN P R，LEV B，LEWIS M F，et al.Managerial ability and earning quality [J].The Accounting Review，2013，88（2）：463-498.

[15] ANDREOU P C，EHRLICH D，KARASAMANI I，et al.Managerial ability and firm performance：evidence from the global financial crisis [J].Transportation Research Part E Logistics & Transportation Review，2015，63（2）：59-78.

[16] BAIK B，F(xiàn)ARBER D，LEE S.CEO.Ability and management earnings forecast[J].Contemporary Accounting Research，2011，28（5）：1645-1668.

[17] CHANG X，F(xiàn)U K K，LOWA A，et al.Non-executive employee stock options and corporate innovation [J].Journal of Finance Economics，2015，115（1）：168-188.

[18] CHEN Y Y，EDWARD J P，MADHU V.Does managerial ability facilitate corporate innovative success？[J].Journal of Empirical Finance，2015，34：313-326.

[19] 黎小林，王海忠.品牌權益影響股東價值的實證研究[J].管理科學，2010（2）：60-68.

[20] 趙蓓，張小三.品牌權益與股東價值關系實證研究[J].廈門大學學報（哲學社會科學版），2013（6）：125-132.

[21] TEBALDI E，ELMSLIE B.Does Institutional Quality Impact Innovation？ Evidence from Cross-country Patent Grant Data[J].Applied Economics，2013，45 （7）：887-900.

[22] 溫忠麟，張雷，侯杰泰，等.中介效應檢驗程序及其應用[J].心理學報，2004（5）：614-620.