基于CEO變動調(diào)節(jié)效應(yīng)的高管團(tuán)隊(duì)特征對企業(yè)研發(fā)投資及技術(shù)創(chuàng)新績效的影響研究

楊國忠　楊明珠

(中南大學(xué)，長沙　410083)

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基于CEO變動調(diào)節(jié)效應(yīng)的高管團(tuán)隊(duì)特征對企業(yè)研發(fā)投資及技術(shù)創(chuàng)新績效的影響研究

楊國忠楊明珠

(中南大學(xué)，長沙410083)

摘要〔〕本文以信息技術(shù)業(yè)上市公司2011～2014年的數(shù)據(jù)為樣本，運(yùn)用逐步多元回歸分析的方法，通過逐步引入高管團(tuán)隊(duì)特征變量、CEO變動變量、CEO變動變量與高管團(tuán)隊(duì)特征變量交互項(xiàng)對因變量研發(fā)投資及技術(shù)創(chuàng)新績效影響進(jìn)行了回歸分析。結(jié)果表明：CEO變動對研發(fā)投資和技術(shù)創(chuàng)新績效具有顯著的正向相關(guān)關(guān)系；CEO變動可以部分調(diào)節(jié)高管團(tuán)隊(duì)特征對研發(fā)投資和技術(shù)創(chuàng)新績效的影響；高管團(tuán)隊(duì)持股與年齡異質(zhì)性與技術(shù)創(chuàng)新績效顯著正相關(guān)；兩職合一與研發(fā)投資顯著負(fù)相關(guān)；任期異質(zhì)性和教育程度異質(zhì)性與研發(fā)投資顯著正相關(guān)。

關(guān)鍵詞〔〕CEO變動高管團(tuán)隊(duì)特征研發(fā)投資技術(shù)創(chuàng)新績效

引言

自從HAMBRICK等提出高階梯隊(duì)理論(Upper Echelons Theory，UE)以來[1]，大量的文獻(xiàn)開始關(guān)注高層管理團(tuán)隊(duì)(TMT)特征對企業(yè)戰(zhàn)略和績效的影響，然而結(jié)論莫衷一是。國內(nèi)近年來也從各個角度研究了TMT特征對企業(yè)研發(fā)投入和技術(shù)創(chuàng)新績效的影響。從最開始的TMT特征的直接效應(yīng)，如韋小柯[2]和李華晶[3]在2006年分別用上市公司數(shù)據(jù)和問卷調(diào)查數(shù)據(jù)對TMT特征(年齡、教育程度、技術(shù)背景)與R&D投入關(guān)系和企業(yè)創(chuàng)新關(guān)系的直接影響進(jìn)行研究，熊艷[4]在2009年加入了高管團(tuán)隊(duì)持股數(shù)量的影響。然后學(xué)者們開始關(guān)注各種調(diào)節(jié)變量，馬富萍[5]2010年以高管團(tuán)隊(duì)行為整合為調(diào)節(jié)變量、黃越[6]2011年以股權(quán)集中度為調(diào)節(jié)變量、陳守明[7]在2012年以管理自由度為調(diào)節(jié)變量分別對高管團(tuán)隊(duì)特征與技術(shù)創(chuàng)新績效的關(guān)系進(jìn)行了研究。之后學(xué)者們開始關(guān)注相關(guān)的中介變量，羅明新[8]在2013年以研發(fā)投資為中介變量對高管團(tuán)隊(duì)特征與企業(yè)創(chuàng)新績效的關(guān)系進(jìn)行了研究。最近兩年，學(xué)者們在前人的基礎(chǔ)上對高管團(tuán)隊(duì)特征的研究更加細(xì)致，雷懷英2014年加入了效益約束的調(diào)節(jié)變量，并且模型也有一定的創(chuàng)新，張衛(wèi)寧[9]2015年在特征與績效之間加入了戰(zhàn)略變革的因素。

然而以往大多數(shù)的研究都是從靜態(tài)角度進(jìn)行的，很少有文獻(xiàn)從動態(tài)角度關(guān)注CEO變動如何調(diào)節(jié)TMT特征對企業(yè)研發(fā)投資與技術(shù)創(chuàng)新績效的影響。即使有研究CEO變動的，也僅僅是關(guān)注CEO繼任與企業(yè)財(cái)務(wù)績效的影響，很少研究在CEO變動調(diào)節(jié)作用下高管團(tuán)隊(duì)特征對企業(yè)研發(fā)投資和技術(shù)創(chuàng)新績效的影響。本研究選取滬深上市的信息技術(shù)業(yè)企業(yè)為研究樣本，探討了CEO變動調(diào)節(jié)作用下高管特征對企業(yè)研發(fā)投資與技術(shù)創(chuàng)新績效的影響。

1理論分析與研究假設(shè)

1.1CEO變動、研發(fā)投資及技術(shù)創(chuàng)新績效

基于盈余管理理論，由于我國高管薪酬激勵契約還不像國外那樣完善，這使得不管是離任的CEO還是繼任的CEO都有操縱盈余的動機(jī)。而操縱盈余主要的手段之一就是進(jìn)行研發(fā)投資。新任CEO在任職初始階段基于盈余大清洗的目的傾向于加大研發(fā)投入力度，使剛上任年度的短期盈利急速下降[10]，企業(yè)很可能在CEO任期第一年加大研發(fā)投入。因?yàn)镃EO是企業(yè)的權(quán)力中心，他控制和指揮著企業(yè)實(shí)現(xiàn)其戰(zhàn)略目標(biāo)的各種資源，所以更換CEO直接決定企業(yè)的經(jīng)濟(jì)和政策環(huán)境，影響企業(yè)的經(jīng)營績效[11]。如果從創(chuàng)新技術(shù)績效的視角出發(fā)，以企業(yè)專利申請數(shù)量作為衡量指標(biāo)，發(fā)現(xiàn)CEO傾向于在任期初始階段進(jìn)行大量的研發(fā)決策，導(dǎo)致企業(yè)的研發(fā)水平較高，從而提升創(chuàng)新技術(shù)績效的水平[12]。CEO變動往往伴隨高管團(tuán)隊(duì)的調(diào)整，高管團(tuán)隊(duì)調(diào)整對企業(yè)短期績效變化有顯著正向影響[13]。據(jù)此，提出如下假設(shè)：

H1：CEO變動與技術(shù)創(chuàng)新績效顯著正相關(guān)。

H2：CEO變動與研發(fā)投資顯著正相關(guān)。

1.2高管特征與技術(shù)創(chuàng)新績效

基于HAMBRICK在1984年提出的高階梯隊(duì)理論，高管人口統(tǒng)計(jì)學(xué)特征反映TMT的認(rèn)知基礎(chǔ)、價(jià)值觀、洞察力等內(nèi)部特質(zhì)，TMT的這些特質(zhì)通過相互作用會影響其對公司戰(zhàn)略決策信息的處理和過濾，從而影響企業(yè)績效。很多學(xué)者對UE理論進(jìn)行了擴(kuò)展和整合，大家一致選取TMT的年齡、教育背景和任期等特征來量化TMT成員的能力和個性。

高管人口統(tǒng)計(jì)學(xué)特征包括了很多因素，然而大多數(shù)文獻(xiàn)只是對幾個重要因素進(jìn)行研究。由于女性高管具有柔性化管理特質(zhì)，使其更容易做出適應(yīng)環(huán)境的技術(shù)戰(zhàn)略，有助于創(chuàng)新能力的提升[14，15]。而受教育程度反映出公司高管人員的個性、認(rèn)知和價(jià)值觀，可以反映出個體認(rèn)知環(huán)境復(fù)雜性的能力和處理信息的能力，所以教育水平對公司的績效改善有顯著影響[1]。高管團(tuán)隊(duì)任期越長，相互之間越了解，越容易配合，所以任期越長對創(chuàng)新越有利[5，16]。董事長和總經(jīng)理兩職分離可以避免董事長作為總經(jīng)理對股東進(jìn)行利益輸送，從而抑制企業(yè)的研發(fā)投入，反過來兩職合一會抑制企業(yè)創(chuàng)新能力[17]。委托代理理論認(rèn)為管理者往往與股東的利益不一致，從而導(dǎo)致管理者對公司的長遠(yuǎn)發(fā)展關(guān)注度不夠，如果以公司股票作為激勵，可以促進(jìn)高管進(jìn)行技術(shù)創(chuàng)新[18]。

TMT異質(zhì)性是指TMT成員之間年齡、團(tuán)隊(duì)任期、教育背景、職能背景以及重要的認(rèn)知觀念、價(jià)值觀的差異程度。國外有很多文獻(xiàn)對TMT異質(zhì)性和企業(yè)績效的關(guān)系進(jìn)行了理論和實(shí)證研究，得出來的結(jié)論并不一致。有些文獻(xiàn)基于相似相吸理論認(rèn)為人喜歡和自己相似的個體進(jìn)行互動，這樣內(nèi)部團(tuán)隊(duì)之間的沖突較少，所以異質(zhì)性對企業(yè)績效有消極影響。另外一些文獻(xiàn)基于互補(bǔ)理論認(rèn)為異質(zhì)性可以優(yōu)化并提高團(tuán)隊(duì)能力，從而提高團(tuán)隊(duì)決策能力和協(xié)調(diào)組織能力，所以認(rèn)為異質(zhì)性對企業(yè)績效有積極影響。本研究傾向于互補(bǔ)理論的觀點(diǎn)，認(rèn)為異質(zhì)性可以優(yōu)化團(tuán)隊(duì)結(jié)構(gòu)特征，從而正向影響技術(shù)創(chuàng)新績效[5，19]。據(jù)此，提出如下假設(shè)：

H3a：女性高管參與與技術(shù)創(chuàng)新績效顯著正相關(guān)。

H3b：TMT年齡與技術(shù)創(chuàng)新績效顯著負(fù)相關(guān)。

H3c：TMT教育程度與技術(shù)創(chuàng)新績效顯著正相關(guān)。

H3d：TMT任期與技術(shù)創(chuàng)新績效顯著正相關(guān)。

H3e：兩職合一與技術(shù)創(chuàng)新績效顯著負(fù)相關(guān)。

H3f：TMT持股與技術(shù)創(chuàng)新績效顯著正相關(guān)。

H4a：年齡異質(zhì)性與技術(shù)創(chuàng)新績效顯著正相關(guān)。

H4b：任期異質(zhì)性與技術(shù)創(chuàng)新績效顯著正相關(guān)。

H4c：教育程度異質(zhì)性與技術(shù)創(chuàng)新績效顯著正相關(guān)。

1.3高管特征與研發(fā)投資

目前為止已經(jīng)有大量文獻(xiàn)，對高管團(tuán)隊(duì)的年齡、任期、教育背景、職業(yè)特征、兩職合一、高管持股等方面的人口統(tǒng)計(jì)學(xué)特征與企業(yè)創(chuàng)新投入關(guān)系進(jìn)行了研究，最近幾年在此基礎(chǔ)上加入了各種調(diào)節(jié)變量，豐富了我們的理論與實(shí)證研究。隨著年齡的增長，管理者不愿意接受創(chuàng)新性思想，從而不進(jìn)行創(chuàng)新性決策[20]。大多數(shù)的研究表明高管團(tuán)隊(duì)的受教育水平對技術(shù)創(chuàng)新是有積極作用的，因?yàn)楦吖軋F(tuán)隊(duì)受教育水平越高，其認(rèn)知程度越復(fù)雜，探索信息的能力越強(qiáng)，能夠產(chǎn)生的創(chuàng)新性解決方案越多[21]。高管任期越長，其對公司情況越了解，更愿意承擔(dān)研發(fā)投資的風(fēng)險(xiǎn)，所以R&D支出與高管任期顯著正相關(guān)[22]。而董事長代表大股東的利益，如果兼任CEO一職就是將決策權(quán)和經(jīng)營權(quán)集于一身，方便其向大股東輸送利益，不利于企業(yè)的研發(fā)投入[23]。委托代理理論認(rèn)為股東和管理者的利益不一致，為了統(tǒng)一兩者利益，很多公司往往給管理者配有一定的股票，使兩者對待風(fēng)險(xiǎn)的態(tài)度趨同，從而有利于企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新投入[18]。

高管團(tuán)隊(duì)任期的異質(zhì)性使其可以打破企業(yè)原有的管理模式、重新調(diào)整企業(yè)的創(chuàng)新戰(zhàn)略，所以高管團(tuán)隊(duì)的任期差異性越高，企業(yè)創(chuàng)新戰(zhàn)略的改變程度越大，從而研發(fā)投入越多[1]。TMT年齡異質(zhì)性和任期異質(zhì)性會顯著促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新投入，而TMT教育程度異質(zhì)性也會顯著促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新[24，25]。據(jù)此，提出如下假設(shè)：

H5a：女性高管參與與研發(fā)投資顯著正相關(guān)。

H5b：TMT年齡與研發(fā)投資顯著負(fù)相關(guān)。

H5c：TMT教育程度與研發(fā)投資顯著正相關(guān)。

H5d：TMT任期與研發(fā)投資顯著正相關(guān)。

H5e：兩職合一與研發(fā)投資顯著負(fù)相關(guān)。

H5f：TMT持股與研發(fā)投資顯著正相關(guān)。

H6a：年齡異質(zhì)性與研發(fā)投資顯著正相關(guān)。

H6b：任期異質(zhì)性與研發(fā)投資顯著正相關(guān)。

H6c：教育程度異質(zhì)性與研發(fā)投資顯著正相關(guān)。

1.4CEO變動對高管團(tuán)隊(duì)特征的調(diào)節(jié)作用

新任CEO為實(shí)施轉(zhuǎn)型戰(zhàn)略有可能對TMT團(tuán)隊(duì)進(jìn)行調(diào)整，也有可能高管自身對CEO的領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格感到不滿而主動離職，所以說CEO變動后往往會導(dǎo)致管理層其他人員的變更[26]，從而影響高管團(tuán)隊(duì)整體特征。國內(nèi)有學(xué)者通過實(shí)證研究了新任CEO特征以及高管團(tuán)隊(duì)異質(zhì)性的調(diào)節(jié)作用對企業(yè)績效改善的影響[27]。基于高階梯隊(duì)理論，探討了企業(yè)新任CEO繼任后，TMT異質(zhì)性、戰(zhàn)略變革和績效改善的關(guān)系[9]。據(jù)此，提出如下假設(shè)：

H7：CEO變動對高管團(tuán)隊(duì)特征與技術(shù)創(chuàng)新績效關(guān)系具有調(diào)節(jié)作用。

1.5研發(fā)投資與技術(shù)創(chuàng)新績效

資源基礎(chǔ)觀認(rèn)為，研發(fā)活動作為創(chuàng)新輸入的主要資源之一，由于其具有稀缺性特征，會對創(chuàng)新績效產(chǎn)生積極的影響。充足的研發(fā)資金作為創(chuàng)新關(guān)鍵性投入有利于公司進(jìn)行差異化的研發(fā)項(xiàng)目活動，形成專屬性技術(shù)。而對研發(fā)人員的投入又有利于公司的知識資產(chǎn)的累積，間接性利于創(chuàng)新[28]，因此R&D投入與企業(yè)創(chuàng)新績效之間是正相關(guān)關(guān)系[29]。另外一些學(xué)者認(rèn)為，企業(yè)不僅可以通過研發(fā)投入提高企業(yè)的創(chuàng)新績效，也可以通過企業(yè)合并提高創(chuàng)新能力，所以R&D活動與企業(yè)創(chuàng)新績效之間的關(guān)系并不顯著[31]。由于本研究的樣本選取的是信息技術(shù)行業(yè)，這個行業(yè)非常關(guān)注技術(shù)創(chuàng)新，所以企業(yè)的創(chuàng)新能力很依賴研發(fā)投入，因此提出如下假設(shè)：

H8：研發(fā)投資與技術(shù)創(chuàng)新績效顯著正相關(guān)。

1.6研發(fā)投資的中介作用

根據(jù)高階理論“高管特征——戰(zhàn)略選擇——企業(yè)績效”的模式，高管團(tuán)隊(duì)是通過研發(fā)投資的資源配置而影響企業(yè)的績效，特別是企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新績效[32]。國內(nèi)學(xué)者羅明新對研發(fā)投資的中介作用做了實(shí)證研究，驗(yàn)證了研發(fā)投資的中介作用的合理性[8]?？紤]到資源配置對創(chuàng)新的重要作用，結(jié)合高階理論和資源基礎(chǔ)觀，本研究在高管團(tuán)隊(duì)特征與企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新之間加入了研發(fā)投資的中介作用，這樣分析使高管團(tuán)隊(duì)與企業(yè)績效之間的關(guān)系更加清晰，邏輯框架更加合理。據(jù)此，提出如下假設(shè)：

H9：研發(fā)投資在高管團(tuán)隊(duì)特征與企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新績效之間起到了中介作用。

2研究設(shè)計(jì)

2.1樣本選取與數(shù)據(jù)來源

本研究為了控制行業(yè)差異對研究結(jié)果的影響，只選證監(jiān)會行業(yè)分類標(biāo)準(zhǔn)下滬深兩市信息技術(shù)業(yè)的上市公司作為樣本，年度選取2011～2014年，所有數(shù)據(jù)來源于國泰安數(shù)據(jù)庫(CSMAR)、巨潮資訊網(wǎng)(樣本公司年報(bào))、中國專利數(shù)據(jù)庫(知網(wǎng)版)。在原始227家上市公司基礎(chǔ)上剔除數(shù)據(jù)缺失的公司，剩余50家數(shù)據(jù)齊全的公司，共200條有效數(shù)據(jù)。數(shù)據(jù)處理采用Eviews6.0統(tǒng)計(jì)分析軟件，采用逐步多元回歸分析方法。

2.2變量說明及測量

2.2.1因變量與自變量說明

由于專利申請數(shù)量數(shù)據(jù)獲取簡單易行，所以把它作為衡量自變量創(chuàng)新績效的指標(biāo)。采用變異系數(shù)作為衡量TMT年齡異質(zhì)性、TMT任期異質(zhì)性的指標(biāo)，采用Herfindal-Hirschman系數(shù)衡量TMT教育水平異質(zhì)性。

2.2.2調(diào)節(jié)變量與中介變量說明

企業(yè)的董事長、總裁和總經(jīng)理雖然有明確的分工，但是對公司的經(jīng)營決策都會產(chǎn)生重大影響，所以本研究把他們的變更都視同CEO變更。研發(fā)支出來源于企業(yè)年報(bào)，含資本化支出和費(fèi)用化支出；由于我國股票市場存在非流通股，所以企業(yè)的市場價(jià)值準(zhǔn)確性不夠，而收入又很容易被管理者進(jìn)行盈余操縱，所以選擇R&D支出/總資產(chǎn)作為衡量指標(biāo)。

2.2.3控制變量包含公司規(guī)模、TMT規(guī)模、盈利能力、總資產(chǎn)負(fù)債率、地區(qū)特征虛擬變量和年度虛擬變量

大企業(yè)憑借雄厚的資金優(yōu)勢，比小企業(yè)更有條件進(jìn)行研發(fā)投資；團(tuán)隊(duì)規(guī)模會影響團(tuán)隊(duì)異質(zhì)性，團(tuán)隊(duì)規(guī)模越大，其異質(zhì)性會越高；負(fù)債使公司面臨支付利息換本金的壓力，負(fù)債越高，企業(yè)的創(chuàng)新投資決策將會越謹(jǐn)慎；中國由于政策原因?qū)е碌貐^(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展不平衡，東部地區(qū)經(jīng)濟(jì)實(shí)力較強(qiáng)在R&D支出上較多；為了控制宏觀經(jīng)濟(jì)的影響加入年度變量。

2.2.4高管團(tuán)隊(duì)說明

根據(jù)CSMAR數(shù)據(jù)庫定義：董事長、副董事長、董事、獨(dú)立非執(zhí)行董事、監(jiān)事會主席、監(jiān)事、總裁、執(zhí)行總裁、高級副總裁、財(cái)務(wù)總監(jiān)、總會計(jì)師、總經(jīng)濟(jì)師等。本研究所含的變量名稱、編碼、計(jì)算見表1。

表1　變量說明及計(jì)算

3實(shí)證分析與結(jié)果

3.1變量的描述性統(tǒng)計(jì)

變量的描述性統(tǒng)計(jì)如表2所示，在研究期間的200個樣本中有12%發(fā)生了CEO變更，即有24個CEO變更樣本，變更的比例比較小。研發(fā)投資強(qiáng)度的均值是0.0462，說明信息技術(shù)行業(yè)的研發(fā)投資強(qiáng)度已經(jīng)高于普通企業(yè)的研發(fā)投資強(qiáng)度；最大值是0.4414，最小值0.0001，說明我國信息技術(shù)業(yè)對研發(fā)投資的重視程度相差很大。技術(shù)創(chuàng)新績效均值是0.0068，說明每百萬元資產(chǎn)的專利申請數(shù)平均是0.0068，這個值小于羅明新2013年對中國創(chuàng)業(yè)板上市公司的研究，由于樣本期間和樣本數(shù)都不一致，所以沒有可比性[8]。董事長同時(shí)兼任CEO的樣本占22.11%，有57個。所選取的樣本中年齡異質(zhì)性相對較低，均值為0.1847，而教育程度和任期異質(zhì)性相對較高，分別為0.5772和0.5849。

表2　變量的描述性統(tǒng)計(jì)(N=200)

3.2變量的相關(guān)性分析

表3是變量間的相關(guān)系數(shù)矩陣，可以看出CEO變更變量(change)和技術(shù)創(chuàng)新績效變量(patent)相關(guān)系數(shù)為0.11，初步支持了本研究的假設(shè)H1。CEO變更變量和研發(fā)投資變量(rd)相關(guān)系數(shù)也為0.11，初步支持了本研究的假設(shè)H2。相關(guān)關(guān)系只能初步解釋變量之間的關(guān)系，系統(tǒng)性的影響還需要通過深入分析。

表3　變量的相關(guān)性分析(N=200)

注：***、**、*分別表示p<0.01、p<0.05、p<0.1雙尾檢驗(yàn)，下同。

3.3假設(shè)檢驗(yàn)結(jié)果

假設(shè)檢驗(yàn)結(jié)果如表5所示。TMT任期tenure和年度虛擬變量year，TMT任期tenure和TMT年齡之間的方差膨脹因子(VIF)大于10，說明存在多重共線性問題。去掉變量tenure后，所有自變量的方差膨脹因子均小于7，說明數(shù)據(jù)不再存在多重共線性問題。

DW統(tǒng)計(jì)量在1.81～2.04之間，接近2，所以不存在一階序列相關(guān)。除了模型5沒有通過F值檢驗(yàn)外，其他模型都通過，說明其他模型整體有效?？紤]到CEO變動調(diào)節(jié)變量和研發(fā)投資中介變量的影響，本研究采用逐步回歸的方法，依次加入控制變量、調(diào)節(jié)變量、自變量、自變量和調(diào)節(jié)變量的交互項(xiàng)、中介變量。

3.3.1CEO變動調(diào)節(jié)效應(yīng)下高管團(tuán)隊(duì)特征對研發(fā)投資的影響

以研發(fā)投資作為因變量，將控制變量引入方程中，得到模型1，驗(yàn)證控制變量的有效性，結(jié)果發(fā)現(xiàn)高管團(tuán)隊(duì)規(guī)模顯著地正向影響研發(fā)投資(β=0.0014，p<0.05)，資產(chǎn)負(fù)債率顯著地負(fù)向影響研發(fā)投資(β=-0.0481，p<0.05)，引入的控制變量部分有效。

接著將自變量高管團(tuán)隊(duì)特征引入方程中，得到模型2，模型2的R2值增加0.0517，說明引入特征變量對因變量的變異有顯著影響。只有任期異質(zhì)性顯著地正向影響研發(fā)投資(β=0.0209，p<0.1)，假設(shè)H6b通過顯著性驗(yàn)證。

然后將調(diào)節(jié)變量CEO變動引入方程中，得到模型3，模型3的R2值增加0.0137，說明引入CEO變動變量對因變量的變異有顯著影響，而且CEO變動顯著地正向影響研發(fā)投資(β=0.0165，p<0.1)，假設(shè)H2通過顯著性檢驗(yàn)。

最后將調(diào)節(jié)變量與自變量的交互項(xiàng)引入方程中，得到模型4，模型4的R2值增加0.2108，說明CEO變動與高管人口統(tǒng)計(jì)學(xué)特性的交互效應(yīng)對研發(fā)投資的解釋力度很強(qiáng)。兩職合一(β=-0.0158，p<0.05)、高管持股(β=-0.0376，p<0.01)和教育程度異質(zhì)性(β=0.0625，p<0.05)也通過了顯著性檢驗(yàn)，假設(shè)H5e和H6c通過了顯著性檢驗(yàn)；而且任期異質(zhì)性顯著程度得到了提高。CEO變動負(fù)向調(diào)節(jié)高管團(tuán)隊(duì)平均年齡對研發(fā)投資的影響(β=-0.1106，p<0.01)，CEO變動正向調(diào)節(jié)兩職合一對研發(fā)投資的影響(β=0.0756，p<0.01)，CEO變動負(fù)向調(diào)節(jié)高管團(tuán)隊(duì)平均異質(zhì)性對研發(fā)投資的影響(β=-0.3008，p<0.01)，而且因?yàn)榕c高管團(tuán)隊(duì)靜態(tài)特征交互后，CEO變動對研發(fā)投資的正向影響變強(qiáng)(β=0.7933，p<0.01)與沒有交互項(xiàng)之前相比(β=0.0165，p<0.1)。

3.3.2CEO變動調(diào)節(jié)效應(yīng)下高管團(tuán)隊(duì)特征對技術(shù)創(chuàng)新績效影響

以技術(shù)創(chuàng)新績效作為因變量，將控制變量引入方程中，得到模型5，模型沒有通過顯著性檢驗(yàn)。發(fā)現(xiàn)高管團(tuán)隊(duì)規(guī)模顯著地正向影響技術(shù)創(chuàng)新績效(β=0.0008，p<0.01)，地區(qū)特征顯著地負(fù)向影響技術(shù)創(chuàng)新績效(β=-0.0112，p<0.01)，引入的控制變量部分有效。

將自變量高管團(tuán)隊(duì)特征引入方程中，得到模型6，模型6的R2值增加0.0889，說明引入特征變量對因變量的變異有顯著影響。TMT持股比例顯著地正向影響技術(shù)創(chuàng)新績效(β=0.008，p<0.05)，假設(shè)H3f通過顯著性驗(yàn)證；TMT年齡異質(zhì)性顯著地正向影響技術(shù)創(chuàng)新績效(β=0.0363，p<0.05)，假設(shè)H4a通過顯著性驗(yàn)證；TMT教育程度異質(zhì)性顯著地負(fù)向影響技術(shù)創(chuàng)新績效(β=-0.0259，p<0.01)，假設(shè)H4b沒有通過驗(yàn)證；TMT任期異質(zhì)性(tenured)顯著地負(fù)向影響技術(shù)創(chuàng)新績效(β=-0.0049，p<0.1)，假設(shè)H4c沒有通過驗(yàn)證。

將調(diào)節(jié)變量CEO變動引入方程中，得到模型7，模型7的R2值增加0.0063，說明引入CEO變動變量對因變量的變異有顯著影響，然而CEO變動對技術(shù)創(chuàng)新績效的影響并不顯著，假設(shè)H1沒有通過顯著性檢驗(yàn)。

將調(diào)節(jié)變量與自變量的交互項(xiàng)引入方程中，得到模型8，模型8的R2值增加0.0886，說明CEO變動與高管人口統(tǒng)計(jì)學(xué)特性的交互效應(yīng)對技術(shù)創(chuàng)新績效的解釋力度很強(qiáng)。調(diào)節(jié)效果很明顯，CEO變動對技術(shù)創(chuàng)新績效的影響也變得顯著了(β=0.1434，p<0.05)，H1通過了顯著性檢驗(yàn)。CEO變動負(fù)向調(diào)節(jié)TMT性別(β=-0.052，p<0.1)、TMT教育程度(β=-0.0302，p<0.01)、TMT持股(β=-0.0252，p<0.05)、教育程度異質(zhì)性(β=-0.0606，p<0.01)對技術(shù)創(chuàng)新績效有顯著影響；CEO變動正向調(diào)節(jié)TMT年齡(β=0.0014，p<0.1)對技術(shù)創(chuàng)新績效有顯著影響。假設(shè)H7得到部分顯著性驗(yàn)證。

3.3.3研發(fā)投資的中介作用

將研發(fā)投資引入模型8中，得到模型9，雖然模型的R2值增加0.009，但是研發(fā)投資并沒有通過顯著性檢驗(yàn)，說明研發(fā)投資對技術(shù)創(chuàng)新績效的影響不顯著，假設(shè)H8沒有通過顯著性檢驗(yàn)。

將中介變量研發(fā)投資引入模型5中，得到模型10，然而研發(fā)投資并沒有通過顯著性檢驗(yàn)，說明研發(fā)投資并不是高管特征與技術(shù)創(chuàng)新績效的中介變量，假設(shè)H9并沒有得到驗(yàn)證。

綜上對研究假設(shè)驗(yàn)證結(jié)果進(jìn)行了統(tǒng)計(jì)如表4。

表4　研究檢驗(yàn)結(jié)果

表5　OLS估計(jì)下逐步多元回歸分析

續(xù)　　表

4結(jié)語

本文利用信息技術(shù)業(yè)上市公司2011～2014年的數(shù)據(jù)，研究CEO變動調(diào)節(jié)作用下高管團(tuán)隊(duì)特征對研發(fā)投資及技術(shù)創(chuàng)新績效的影響，同時(shí)也研究了研發(fā)投資的中介作用。

在現(xiàn)實(shí)層面，根據(jù)本研究的實(shí)證結(jié)果，既然CEO變動會正向顯著影響企業(yè)研發(fā)投資和技術(shù)創(chuàng)新績效，那么企業(yè)為了提升創(chuàng)新能力，可以考慮CEO的變更，CEO任期太長可能產(chǎn)生惰性，新任CEO出于盈余管理的目標(biāo)會增加研發(fā)投資從而提高技術(shù)創(chuàng)新績效。而且CEO變更也會伴隨著一定程度的高管團(tuán)隊(duì)變更，從而調(diào)節(jié)高管團(tuán)隊(duì)特征對企業(yè)研發(fā)投資和技術(shù)創(chuàng)新績效的影響，所以CEO變更具有杠桿作用，不僅其自身會影響企業(yè)研發(fā)投資和技術(shù)創(chuàng)新績效，通過調(diào)整高管管理團(tuán)隊(duì)也會間接調(diào)節(jié)高管團(tuán)隊(duì)對研發(fā)投資和技術(shù)創(chuàng)新績效的影響。

在理論層面，本研究嘗試把高階梯隊(duì)理論、盈余管理理論以及資源基礎(chǔ)觀3個理論結(jié)合，做出更符合現(xiàn)實(shí)問題的實(shí)證研究。本研究也驗(yàn)證了學(xué)者們基于高階梯隊(duì)理論得出的一些結(jié)論，比如TMT持股與技術(shù)創(chuàng)新績效顯著正相關(guān)、年齡異質(zhì)性與技術(shù)創(chuàng)新績效顯著正相關(guān)、兩職合一與研發(fā)投資顯著負(fù)相關(guān)、任期異質(zhì)性與研發(fā)投資顯著正相關(guān)、教育程度異質(zhì)性與研發(fā)投資顯著正相關(guān)。

本研究的局限在于，為了控制行業(yè)的影響，只選取信息技術(shù)業(yè)，樣本不全面，研究結(jié)果不能解釋其他行業(yè)；只是從人口統(tǒng)計(jì)學(xué)特征上面對高管團(tuán)隊(duì)特征進(jìn)行描述，會存在一定的片面性，沒有辦法衡量高管的心理特征。針對以上不足，未來可以選取更加廣泛的樣本進(jìn)行研究，提升研究的適用性范圍；擴(kuò)大高管團(tuán)隊(duì)特征變量的選取，不僅僅局限于人口統(tǒng)計(jì)學(xué)特征。

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The Impact of TMT Characteristics on Firm R&D Investment and

Technological Innovation Performance under CEO Turnover

Yang GuozhongYang Mingzhu

(Central South University，Changsha 410083，China)

〔Abstract〕Based on a database covering IT industry listed companies of 2011-2014,a stepwise procedure was used to built the model adding the variables gradually.The conclusions show that:CEO turnover has positive effect on firm technological innovation performance and R&D investment.The CEO turnover partly regulates the effect of TMT characteristics on firm technological innovation performance and R&D investment.The proportion of TMT ownership has positive effect on firm technological innovation performance.Part-time CEO has positive effect on R&D investment.The heterogeneity of tenure and education level has positive effect on R&D investment.

〔Key words〕CEO turnover;TMT characteristics;R&D investment;technological innovation

(責(zé)任編輯：史琳)

作者簡介：楊國忠，中南大學(xué)商學(xué)院副教授，博士。研究方向：技術(shù)創(chuàng)新與管理、投融資決策與風(fēng)險(xiǎn)管理。楊明珠，中南大學(xué)商學(xué)院碩士研究生。研究方向：技術(shù)創(chuàng)新與管理。

基金項(xiàng)目：國家自然科學(xué)基金項(xiàng)目(項(xiàng)目編號：71172100)；湖南省哲學(xué)社會科學(xué)基金項(xiàng)目(項(xiàng)目編號：13YBA355)。

收稿日期：2015—09—18

中圖分類號〔〕F273.1〔

文獻(xiàn)標(biāo)識碼〕A

DOI：10．3969/j．issn．1004-910X．2016．02．008