政府治理、CEO權(quán)力與企業(yè)創(chuàng)新投資決策

許為賓，周 建

(1.貴州大學(xué) 管理學(xué)院，貴州 貴陽 550025；2.南開大學(xué) 商學(xué)院，天津 300192)

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政府治理、CEO權(quán)力與企業(yè)創(chuàng)新投資決策

許為賓1，周 建2

(1.貴州大學(xué) 管理學(xué)院，貴州 貴陽 550025；2.南開大學(xué) 商學(xué)院，天津 300192)

文章檢驗(yàn)CEO權(quán)力如何影響企業(yè)創(chuàng)新投資決策，以及地方政府治理水平差異是如何影響CEO權(quán)力與企業(yè)創(chuàng)新投資決策之間的關(guān)系。研究發(fā)現(xiàn)：CEO權(quán)力強(qiáng)度與企業(yè)創(chuàng)新投入顯著正相關(guān)。對于國有企業(yè)來說，相對于政府治理水平較高的地區(qū)，CEO權(quán)力強(qiáng)度對企業(yè)創(chuàng)新投入的促進(jìn)作用在政府治理水平較低的地區(qū)更為顯著。對于非國有企業(yè)來說，相對于政府治理水平較低的地區(qū)，CEO權(quán)力強(qiáng)度對企業(yè)創(chuàng)新投入的促進(jìn)作用在政府治理水平較高的地區(qū)更為顯著。

政府治理；CEO權(quán)力；創(chuàng)新投資

一、引言

高層管理者與企業(yè)創(chuàng)新戰(zhàn)略決策的關(guān)系問題，一直是學(xué)術(shù)界和實(shí)務(wù)界關(guān)注的焦點(diǎn)。而就管理者自身而言，相對于其他高管成員，CEO對組織戰(zhàn)略決策的選擇更具影響力[1]。CEO對組織戰(zhàn)略的這種影響力主要取決于公司治理結(jié)構(gòu)中CEO權(quán)力的強(qiáng)度,CEO權(quán)力是其將個人意志轉(zhuǎn)化為可執(zhí)行的企業(yè)戰(zhàn)略的重要因素。但令人遺憾的是，盡管已有研究早已指出權(quán)力是戰(zhàn)略決策制定和實(shí)施的關(guān)鍵因素，但以往對于高層管理者與企業(yè)創(chuàng)新戰(zhàn)略決策關(guān)系問題的研究更多的是依據(jù)高階理論，以能夠映射高層管理者個體心理特征的可觀察經(jīng)歷(如年齡、教育水平、職業(yè)背景等)為主要變量展開研究，而從CEO權(quán)力視角對企業(yè)創(chuàng)新戰(zhàn)略決策行為展開的實(shí)證研究尚不多見。同時，長期以來，在企業(yè)創(chuàng)新管理主流研究中，隱含的基本假設(shè)是：管理者是遵循利己主義的理性決策者和風(fēng)險規(guī)避者[2]。但國內(nèi)外許多企業(yè)的發(fā)展實(shí)踐表明事實(shí)并非如此。在學(xué)術(shù)研究領(lǐng)域，這一假設(shè)近年來也受到許多學(xué)者的質(zhì)疑[3]。社會心理學(xué)的相關(guān)研究表明：權(quán)力強(qiáng)度會影響個體的風(fēng)險態(tài)度[2]。那么，居于公司科層結(jié)構(gòu)頂端的CEO，是否會因其權(quán)力強(qiáng)度的增強(qiáng)，而降低對創(chuàng)新戰(zhàn)略固有的高風(fēng)險性和收益滯后特征的敏感性，進(jìn)而影響企業(yè)創(chuàng)新投資決策呢？這是本研究要解決的核心問題。

而眾所周知的是，企業(yè)創(chuàng)新投資決策不僅會受到高層管理者的影響，還勢必會受到外在制度環(huán)境的影響。尤其是對處于轉(zhuǎn)型環(huán)境下的中國企業(yè)來講，單純的經(jīng)濟(jì)問題的背后實(shí)際上是更深層次的體制問題[4]。而當(dāng)前中國制度環(huán)境中最重要的變量之一是：構(gòu)建國家治理體系。而政府治理作為國家治理體系的重要組成部分，不可避免地會涉及政企之間的邊界與行動規(guī)則問題。那么，地方政府治理水平差異是否以及如何影響CEO權(quán)力與企業(yè)創(chuàng)新投資決策之間的關(guān)系？這是本文研究的第二個問題。

在上述研究背景下，本文利用中國上市公司相關(guān)數(shù)據(jù)為樣本，從企業(yè)創(chuàng)新投資決策角度出發(fā)，實(shí)證檢驗(yàn)CEO權(quán)力強(qiáng)度與企業(yè)創(chuàng)新決策之間的關(guān)系，以及地方政府治理水平差異如何影響兩者之間的關(guān)系。

二、理論分析與研究假設(shè)

(一)CEO權(quán)力與企業(yè)創(chuàng)新投資決策

CEO作為企業(yè)科層結(jié)構(gòu)最頂端的高管人員,對企業(yè)創(chuàng)新投資決策具有至關(guān)重要的影響。CEO憑借所掌握的權(quán)力強(qiáng)度實(shí)現(xiàn)自身主觀意志和行動自由。近年來，社會心理學(xué)研究發(fā)現(xiàn)，權(quán)力不僅會影響人們之間的關(guān)系，還會對個體的心理認(rèn)知、情感和行為產(chǎn)生重要影響[5]。 根據(jù)社會心理學(xué)中的權(quán)力接近抑制理論的觀點(diǎn)，個體的行為系統(tǒng)包括行為接近和行為抑制兩部分。提高個體權(quán)力強(qiáng)度可以激發(fā)行為接近系統(tǒng)，會增加個體對事物積極方面的關(guān)注；相反，降低權(quán)力強(qiáng)度會激發(fā)行為抑制系統(tǒng)，使個體的注意力更多的集中于如何回避事物的消極結(jié)果[6]。相比較而言，權(quán)力較大的個體擁有更多的行動自由，更認(rèn)為自己的環(huán)境充滿獎賞而沒有威脅，對未來發(fā)展更加充滿信心[7]。Anderson 和 Galinsky (2006)經(jīng)過實(shí)驗(yàn)研究發(fā)現(xiàn)，個人所擁有的權(quán)力與風(fēng)險承擔(dān)有積極關(guān)系。權(quán)力較大的個體的注意力更多的集中于風(fēng)險的潛在收獲，而較少關(guān)注風(fēng)險的潛在損失。此外，他們還發(fā)現(xiàn)權(quán)力增加了個體對風(fēng)險預(yù)期的樂觀主義，這導(dǎo)致了其對風(fēng)險型行為的傾向。

對于CEO 而言，隨著權(quán)力的提高，其內(nèi)在的行為接近系統(tǒng)越容易被激發(fā)。這種心理認(rèn)知上的偏差會導(dǎo)致其更加關(guān)注所作決策的積極效果，其注意力主要集中在決策的收益而不是潛在的威脅和損失[7]，會強(qiáng)化其個體決策的風(fēng)險傾向。同時，權(quán)力較大的CEO與其他高管發(fā)生重大分歧時，面臨的約束比較少。較高的權(quán)力使其意見能夠得到其他高管的充分重視，即使意見分歧得不到解決，較高的權(quán)力也使其有能力影響企業(yè)的戰(zhàn)略決策活動，最終，權(quán)力較大的CEO的戰(zhàn)略建議將會被通過[8]。同時，面對強(qiáng)權(quán)型的CEO，其他的高管也傾向于擱置自己的意見而接受CEO的個人決策，并使其成為合法化的集體決策[9]。Adams et al.(2005)，Ashbaugh- Skaife et al.(2006)，Krista and Maureen (2012)等的研究均發(fā)現(xiàn)CEO權(quán)力與企業(yè)的風(fēng)向承擔(dān)正相關(guān)。因此，隨著CEO權(quán)力的增大，會增加企業(yè)戰(zhàn)略決策的風(fēng)險傾向。

相反，隨著權(quán)力的降低，個體內(nèi)在的行為抑制系統(tǒng)越容易被激發(fā)。同樣，這種心理認(rèn)知上的偏差會導(dǎo)致其更加關(guān)注所作決策的消極效果，其注意力主要集中在決策的風(fēng)險而不是潛在的收益方面[5]，會強(qiáng)化個體決策的保守傾向。同時，在企業(yè)組織內(nèi)部，當(dāng)CEO與其他高管發(fā)生重大分歧時，權(quán)力較小的CEO將不得不同其他高管進(jìn)行妥協(xié)[10]。最終的決策將會是反映了高管團(tuán)隊(duì)不同意見的一種妥協(xié)。因?yàn)?，這樣的決策較易得到各利益相關(guān)者的認(rèn)可和支持[11]。這體現(xiàn)出一種群體決策的特質(zhì)，即：隨著群體決策的成員數(shù)目的增加，決策的穩(wěn)健性越高。因此，隨著CEO權(quán)力的減小，會增加企業(yè)戰(zhàn)略決策的保守傾向。

在制度保障相對薄弱的中國，創(chuàng)新被視為具有風(fēng)險的企業(yè)投資決策[12]。CEO權(quán)力強(qiáng)度的增加，使得CEO有能力按照自身的意愿進(jìn)行戰(zhàn)略決策,也會增強(qiáng)其風(fēng)險承擔(dān)意愿(具有更強(qiáng)的風(fēng)險偏好)，Hirshleifer(2012)的研究發(fā)現(xiàn)，權(quán)力較大的管理者在投資項(xiàng)目選擇方面更傾向于具有高風(fēng)險性和挑戰(zhàn)性的創(chuàng)新項(xiàng)目，張三保等(2010)的研究也發(fā)現(xiàn)：在中國實(shí)踐環(huán)境下，CEO的權(quán)力強(qiáng)度對其風(fēng)險承擔(dān)水平有積極的促進(jìn)作用。綜上所述，我們提出如下假設(shè)：

假設(shè)1：CEO權(quán)力強(qiáng)度與企業(yè)創(chuàng)新投入顯著正相關(guān)。

(二)政府治理、CEO權(quán)力與創(chuàng)新投入

在中國這樣一個處于轉(zhuǎn)軌經(jīng)濟(jì)過程中的新興市場國家，企業(yè)的投資行為既依賴于企業(yè)決策主體的決策偏好，也依賴于政府層面的公共治理的制度供給[13]。因此，政府的治理水平能夠在一定程度上影響企業(yè)的創(chuàng)新投入決策。政府治理水平的提高意味著政府行政干預(yù)的減少、政府辦事效率的提高和法律保護(hù)環(huán)境的優(yōu)化，在一定程度上能夠促進(jìn)產(chǎn)品市場和要素市場的流動性，提升市場運(yùn)作機(jī)制的公開透明度，使市場在資源配置中所發(fā)揮的作用將會更大[14]。這也就意味著企業(yè)可以通過市場，以相對比較低的交易成本獲得所需資源，從而能夠有效減少企業(yè)的經(jīng)營活動所受到的外在制約，以及企業(yè)獲取自身發(fā)展需要的資源型支持的不確定性 ，將會降低企業(yè)家進(jìn)行非生產(chǎn)性的尋租活動所花費(fèi)的時間和精力,激勵其將更多精力投入到企業(yè)的生產(chǎn)性活動上，如研發(fā)活動[15]。

同時，合理有效的規(guī)則制度如產(chǎn)權(quán)保護(hù)、公平的市場環(huán)境等能夠降低企業(yè)外在環(huán)境的不確定性，鼓勵企業(yè)加大創(chuàng)新投資力度[16]。Stern(2003)研究發(fā)現(xiàn)：企業(yè)外在的治理環(huán)境能夠顯著影響企業(yè)投資的風(fēng)險與回報，外在治理環(huán)境越好，企業(yè)投資的風(fēng)險性越小，企業(yè)投資回報越高。Dollaret al.(2003)的研究發(fā)現(xiàn)，治理環(huán)境能夠顯著影響企業(yè)的投資效率，如果一個地區(qū)的地方政府沒有提供可靠的制度保障，投資預(yù)期回報的不確定性將會增加，從而會導(dǎo)致企業(yè)投資效率的損失。Claessens 和 Laeven(2003)研究發(fā)現(xiàn)，公共保護(hù)水平顯著影響企業(yè)研發(fā)投入的超額利潤回報。公共保護(hù)水平越高，能夠顯著降低企業(yè)研發(fā)成果的溢出效應(yīng)和被模仿的風(fēng)險，增強(qiáng)其商業(yè)價值，提高其超額利潤，其研發(fā)投入回報的不確定性越小[17]。蔡地等(2012)研究發(fā)現(xiàn)，中國上市公司創(chuàng)新投入的回報收益主要取決于所處地區(qū)的制度保護(hù)水平，地區(qū)制度保護(hù)水平的提高，有助于降低企業(yè)創(chuàng)新投資決策收益的不確定性。

總體上，地方政府通過提供良好的公共治理制度安排，能夠降低企業(yè)創(chuàng)新投資所面臨的外部環(huán)境的不確定性所帶來的風(fēng)險，以及創(chuàng)新投入回報的不確定性。這在一定程度上能夠刺激CEO的風(fēng)險偏好，進(jìn)一步加大企業(yè)創(chuàng)新投入。因此，較高的政府治理水平能夠強(qiáng)化企業(yè)創(chuàng)新投資決策對CEO權(quán)力的敏感性。綜上所述，我們提出如下假設(shè)

假設(shè)2：相對于政府治理水平較高的地區(qū)，CEO權(quán)力強(qiáng)度對企業(yè)創(chuàng)新投資決策的影響在政府治理水平較高的地區(qū)更為顯著。

三、研究設(shè)計

(一)樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

我們選擇滬深A(yù)股市場2010-2013年的上市公司為初始樣本。樣本經(jīng)過以下刪選程序：(1)剔除ST，PT企業(yè)；(2)剔除金融類企業(yè)；(3)剔除截止到2009年12月31日上市不足三年的樣本；(4)剔除數(shù)據(jù)缺失樣本。最終總計得到三年1783個觀測值。本文的CEO權(quán)力數(shù)據(jù)和公司治理特征數(shù)據(jù)主要來自于CSMAR數(shù)據(jù)庫，部分?jǐn)?shù)據(jù)通過公司年報和新浪財經(jīng)補(bǔ)充。政府治理數(shù)據(jù)來源于中國社科院公布的《城市競爭力報告》，相關(guān)財務(wù)數(shù)據(jù)主要來源于CCER經(jīng)濟(jì)金融數(shù)據(jù)庫。

(二)研究變量

1.創(chuàng)新投入(R&D)。創(chuàng)新投入在已有研究中主要以R&D投入或企業(yè)研發(fā)人員數(shù)量進(jìn)行測量?？紤]到企業(yè)研發(fā)人員數(shù)量的相關(guān)數(shù)據(jù)較難獲得，參考Hoskisson,2002，Brien,2003，Miller,2009等研究，本文采用企業(yè)R&D投入與主營業(yè)務(wù)收入比值進(jìn)行衡量。為了控制可能存在的內(nèi)生性問題，我們采用滯后一期的數(shù)據(jù)。

2.CEO權(quán)力(CEOP)。Finkelstein(1992) 認(rèn)為CEO的權(quán)力主要來自于其處理企業(yè)內(nèi)外部不確定性的能力，并據(jù)此將CEO權(quán)力劃分為組織權(quán)力、專家權(quán)力、所有制權(quán)力和聲望權(quán)力。Adams et al.(2005) 、Combs et al.(2007) 、Haynes & Hillman (2010) 、權(quán)小峰等(2010)曾參考這一思路對管理者權(quán)力進(jìn)行計量。綜合借鑒已有研究對管理者權(quán)力的測度，我們選擇以下四個指標(biāo)來衡量CEO權(quán)力：領(lǐng)導(dǎo)權(quán)結(jié)構(gòu)、任期、執(zhí)行董事比例、所有權(quán)。領(lǐng)導(dǎo)權(quán)結(jié)構(gòu)采用虛擬變量，若董事長和總經(jīng)理兩職合一，記為1，否則為0。任期采用CEO的任職年限來衡量，若CEO任職年限超過當(dāng)年樣本企業(yè)的平均值記為1，否則為0。執(zhí)行董事比例采用執(zhí)行董事人數(shù)占董事會總?cè)藬?shù)的比例來衡量，若該企業(yè)執(zhí)行董事比例超過當(dāng)年樣本企業(yè)的平均值，記為1，否則為0。所有權(quán)采用CEO持股進(jìn)行測度，若CEO當(dāng)年持有本公司股票，記為1，否則為0?？紤]到每一個單一指標(biāo)都只能反映管理者權(quán)力的一個側(cè)面，缺乏全面性和綜合性，本文借鑒Haynes和Hillman(2010)、白重恩等(2005)、權(quán)小峰等(2010)的做法，本文對以上四個指標(biāo)采用主成分分析法合成CEO權(quán)力綜合指標(biāo)，指標(biāo)值越大，代表CEO權(quán)力強(qiáng)度越高。

3.政府治理水平(Government Quality，GQ)。政府治理是指政府部門為了實(shí)現(xiàn)對社會資源的有效配置而制定的制度和行為總和。而好的政府主要體現(xiàn)為：產(chǎn)權(quán)保護(hù)良好、公共服務(wù)廉潔高效、稅負(fù)較低、對企業(yè)干預(yù)較少[16]。根據(jù)上述認(rèn)知，同時借鑒已有對于政府治理的研究(如La Porta et al.,1999；陳德球等，2012；周建，許為賓，2016)，我們從《中國分省經(jīng)營環(huán)境指數(shù)報告》中選取了政府行政管理、企業(yè)經(jīng)營的法制環(huán)境和企業(yè)稅費(fèi)負(fù)擔(dān)等三個方面的指標(biāo)，構(gòu)建綜合測量指標(biāo)來測度地方政府治理水平。具體方法是：

對各個地區(qū)的政府行政管理、企業(yè)經(jīng)營的法制環(huán)境和企業(yè)稅費(fèi)負(fù)擔(dān)等三方面的指標(biāo)進(jìn)行百分位排序，得到各地區(qū)在每個指標(biāo)中的相對百分位。然后求得各個地區(qū)在各指標(biāo)中的相對百分位值的進(jìn)行平均，就得到該地區(qū)政府治理水平的綜合測量值，這個綜合測量值在0-1之間，該數(shù)值越小，表示政府治理越好。為了保持該測量指標(biāo)與企業(yè)投資效率經(jīng)濟(jì)意義的同向性，我們用1減去上述所求得的測量數(shù)值，再乘以10，這樣我們便為每個地區(qū)賦予一個0-10之間的政府治理數(shù)值，這個數(shù)值越大則代表政府治理水平越好。

4.控制變量。參考相關(guān)研究，本文的控制變量主要包括：企業(yè)規(guī)模(Lnsize)，采用企業(yè)總資產(chǎn)的自然對數(shù)進(jìn)行測量；企業(yè)績效(ROA)，采用總資產(chǎn)收益率(凈收入/總資產(chǎn))進(jìn)行測量；財務(wù)杠桿(Lev)，用企業(yè)資產(chǎn)負(fù)債率測量；第一大股東持股(Top1)用第一大股東持股比例進(jìn)行衡量。董事會持股(Bs)，采用董事會持股比例進(jìn)行測量；所有權(quán)性質(zhì)(State)，參照已有研究的處理方式，我們根據(jù)企業(yè)終極控制人的性質(zhì)來確定。如果企業(yè)的終極控制人為國有主體，則該企業(yè)定義為國有企業(yè)，取值為1，否則為0。此外，在相關(guān)回歸中，我們還控制了年度效應(yīng)(year)和行業(yè)效應(yīng)(Ind)。

(三)研究模型

根據(jù)上述分析,本文采用多元線性回歸的方法,實(shí)證檢驗(yàn)CEO權(quán)力與企業(yè)創(chuàng)新投資決策之間的關(guān)系。為了檢驗(yàn)假設(shè)1，我們將待檢驗(yàn)?zāi)Ｐ驮O(shè)為：

R&D=α+β1CEOP+β2-6Control+ε

(1)

為了檢驗(yàn)假設(shè)2，我們將待檢驗(yàn)?zāi)Ｐ驮O(shè)為：

R&D=α+β1CEOP+β2-6GQ+β3CEOP×GQ+β4-7Control+ε

(2)

四、統(tǒng)計結(jié)果與分析

(一)描述性統(tǒng)計與相關(guān)分析

表1給出了主要變量的描述性統(tǒng)計特征和相關(guān)性分析結(jié)果，從中可以看出我國上市公司R&D的投入比較低，均值僅為0.098。從Pearson相關(guān)系數(shù)來看，表中數(shù)據(jù)顯示，企業(yè)創(chuàng)新投資決策(R&D)與CEO權(quán)力(CEOP)在1%的水平上顯著正相關(guān)，與本文研究的初步假設(shè)相符合。這表明，隨著CEO權(quán)力的提高，企業(yè)的創(chuàng)新投入越高，初步支持本文的研究假設(shè)。我們將在后文的多元統(tǒng)計回歸分析中作進(jìn)一步的嚴(yán)格檢驗(yàn)。此外，各變量之間的兩兩相關(guān)系數(shù)中，最大取值(絕對值)為0.265，表明各變量之間相互影響的重疊程度不高，不存在多重共線性問題。因此，適合進(jìn)行進(jìn)一步的多元統(tǒng)計回歸分析。

表1 主要變量的描述性統(tǒng)計與相關(guān)性分析

注： *、**和***分別表示在10%、5%和1%的水平下顯著(雙尾)

(二)CEO權(quán)力與企業(yè)研發(fā)投入

表2是對模型(1)的檢驗(yàn)結(jié)果。第(1)列是僅以CEO權(quán)力為解釋變量的回歸結(jié)果。第(2)列和第(3)列是逐步加入控制變量和行業(yè)效應(yīng)、年度效應(yīng)進(jìn)行的檢驗(yàn)。從回歸結(jié)果看，第(1)列中，在不加任何控制變量的情況下，解釋變量CEOP的系數(shù)在1%的水平上顯著為正，估值為0.277。在第(2)列和第(3)列是逐步加入控制變量和制度環(huán)境、年度效應(yīng)后，解釋變量CEOP的系數(shù)仍然在1%的水平上顯著為正，估值分別為0.276和0.274。從經(jīng)濟(jì)后果來看，在其它變量一定的條件下，若CEO的權(quán)力強(qiáng)度增加1個標(biāo)準(zhǔn)，企業(yè)的創(chuàng)新投入相對于樣本均值高2.74%。這說明CEO權(quán)力強(qiáng)度顯著影響了企業(yè)的創(chuàng)新投入，CEO權(quán)力越大，企業(yè)創(chuàng)新投資決策越高，反之則反是。總體上說，上述結(jié)果支持了本文的研究假設(shè)1。

從中國實(shí)際情況來看，根據(jù)所有權(quán)性質(zhì)的不同，我國存在國有控股和非國有控股兩種類型的企業(yè)。所有權(quán)性質(zhì)的差異導(dǎo)致這兩類企業(yè)在經(jīng)營管理和戰(zhàn)略決策等方面存在較大差異。李維安等(2006)指出，國有控股和非國有控股企業(yè)在發(fā)展沿革和公司治理等方面存在明顯差異，將兩者混為一談會影響研究結(jié)論的可靠性。因此，我們根據(jù)上市公司終極控制人性質(zhì)將樣本公司進(jìn)行分組，第(4)列和第(5)列是分別為非國有企業(yè)和國有企業(yè)采用模型1進(jìn)行回歸的結(jié)果。我們發(fā)現(xiàn)，在控制了其他控制變量的影響后，在非國有企業(yè)樣本組，解釋變量CEOP的系數(shù)在1%的顯著性水平上取值為0.617；在非國有企業(yè)樣本組，解釋變量CEOP的系數(shù)在5%的顯著性水平上取值為0.133。解釋變量CEOP的系數(shù)估值在非國有企業(yè)和國有企業(yè)兩個樣本組之間的差異為0.484，差異較大。這說明國有產(chǎn)權(quán)性質(zhì)在一定程度上抑制了CEO權(quán)力與企業(yè)創(chuàng)新投資決策之間的關(guān)系，我們將在后文中給出詳細(xì)解釋。

表2 CEO權(quán)力與企業(yè)創(chuàng)新投入

注： *、**和***分別表示在10%、5%和1%的水平下顯著(雙尾)，括號內(nèi)為t統(tǒng)計量

總之，表1的檢驗(yàn)結(jié)果表明，在所有的回歸中，衡量CEO權(quán)力強(qiáng)度的變量CEOP的系數(shù)都顯著為正。這意味著，權(quán)力強(qiáng)度較高的CEO在創(chuàng)新戰(zhàn)略決策過程中，更傾向于提高對企業(yè)創(chuàng)新的投資力度。也就是說，CEO的權(quán)力強(qiáng)度對企業(yè)創(chuàng)新投資具有顯著的促進(jìn)作用。這一檢驗(yàn)結(jié)果支持了本文的研究假設(shè)1，即CEO權(quán)力強(qiáng)度與企業(yè)創(chuàng)新投入顯著正相關(guān)。

從列(2)和列(3)的檢驗(yàn)結(jié)果來看，控制變量企業(yè)規(guī)模(Lsize )、財務(wù)杠桿(lev )與企業(yè)績效(ROA)的回歸結(jié)果值得我們關(guān)注。上述三個控制變量的系數(shù)在所有的回歸中都顯著為負(fù)，具體來看：企業(yè)規(guī)模(Lsize)在所有回歸中對企業(yè)創(chuàng)新投資決策在1%的顯著性水平上有負(fù)面影響。這與熊彼特假說(企業(yè)規(guī)模與技術(shù)創(chuàng)新存在正相關(guān)性，大企業(yè)比小企業(yè)更具創(chuàng)新性)不符合。其原因可能是，面對市場競爭壓力，相對于規(guī)模較大的企業(yè)，規(guī)模較小的企業(yè)機(jī)制更加靈活，更愿意進(jìn)行技術(shù)創(chuàng)新活動[18]。資產(chǎn)負(fù)債率(Lev)y與企業(yè)下一期創(chuàng)新投入顯著負(fù)相關(guān)，這表明負(fù)債越高的企業(yè)越缺乏創(chuàng)新投入的動力，這與現(xiàn)有研究的主流觀點(diǎn)基本一致。企業(yè)績效(ROA)在所有回歸中對企業(yè)下一期的創(chuàng)新投入在1%的顯著性水平上有負(fù)面影響。這與Bowman(1982,1984)研究觀點(diǎn)一致，即相對于績效較好的組織、績效較差的組織更傾向于冒險和承擔(dān)風(fēng)險。因此，創(chuàng)新作為一項(xiàng)具有高風(fēng)險性的戰(zhàn)略決策，其創(chuàng)新投入與企業(yè)績效具有負(fù)相關(guān)關(guān)系。

(三) 政府治理、CEO權(quán)力與創(chuàng)新投入

對假設(shè)2的檢驗(yàn)結(jié)果列示于表3。根據(jù)第(6)列的數(shù)據(jù)，政府治理水平(GQ)的系數(shù)估計值在10%的顯著性水平上取值為0.011，而交互項(xiàng)CEPO×GQ的系數(shù)取值為0.057，不顯著。我們進(jìn)一步根據(jù)企業(yè)所有權(quán)性質(zhì)進(jìn)行分組檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如下：

在國有企業(yè)樣本組，根據(jù)第(7)列的數(shù)據(jù)，政府治理水平(GQ)的系數(shù)估計值取值為-0.002，而交互項(xiàng)CEPO×GQ的系數(shù)在1%的顯著性水平上顯著為負(fù)，估計值為-0.192。這意味著，在國有企業(yè)中，政府治理水平進(jìn)一步縮小了不同企業(yè)之間，因CEO權(quán)力強(qiáng)度差異而產(chǎn)生的創(chuàng)新投入水平差異。第(8)列和第(9)列是分樣本組采用模型(1)進(jìn)行回歸的結(jié)果。我們發(fā)現(xiàn)，在政府治理水平較高的地區(qū)，CEO權(quán)力強(qiáng)度(CEOP)的系數(shù)估計值取值為0.020，不顯著。在政府治理水平較低的地區(qū)，CEO權(quán)力強(qiáng)度(CEOP)的系數(shù)估計值在1%的顯著性水平上顯著為正，取值為0.210。CEOP的系數(shù)估計值在兩個子樣本之間的差異為0.190，差異顯著。這表明，對于國有企業(yè)來說，CEO權(quán)力強(qiáng)度對企業(yè)創(chuàng)新投資決策的影響顯著依賴于企業(yè)所在地區(qū)的政府治理水平。具體來說，相對于政府治理水平較高的地區(qū)，CEO權(quán)力強(qiáng)度對企業(yè)創(chuàng)新投入的促進(jìn)作用，在政府治理水平較低的地區(qū)更為顯著。這一結(jié)果，與本文的研究假設(shè)2的分析不一致。在非國有企業(yè)樣本組，根據(jù)第(10)列的數(shù)據(jù)，政府治理水平(GQ)的系數(shù)估計值在10%的顯著性水平上取值為0.032，而交互項(xiàng)CEPO×GQ的系數(shù)在10%的顯著性水平上顯著為負(fù)，估計值為0.249。這意味著，在非國有企業(yè)中，政府治理水平進(jìn)一步擴(kuò)大了不同企業(yè)之間，因CEO權(quán)力強(qiáng)度差異而產(chǎn)生的創(chuàng)新投入水平差異。第(11)列和第(12)列是分樣本組采用模型(1)進(jìn)行回歸的結(jié)果。我們發(fā)現(xiàn)，在政府治理水平較高的地區(qū)，CEO權(quán)力強(qiáng)度(CEOP)的系數(shù)估計值在1%的顯著性水平上顯著為正，取值為0.649。在政府治理水平較低的地區(qū)，CEO權(quán)力強(qiáng)度(CEOP)的系數(shù)估計值在1%的顯著性水平上顯著為正，取值為0.416。CEOP的系數(shù)估計值在兩個子樣本之間的差異為0.233，差異顯著。這表明，對于非國有企業(yè)來說，CEO權(quán)力強(qiáng)度對企業(yè)創(chuàng)新投入的影響同樣顯著依賴于企業(yè)所在地區(qū)的政府治理水平。具體來說，相對于政府治理水平較低的地區(qū)，CEO權(quán)力強(qiáng)度對企業(yè)創(chuàng)新投資決策的促進(jìn)作用在在政府治理水平較高的地區(qū)更為顯著。這一結(jié)果，支持了本文的研究假設(shè)2。

上述檢驗(yàn)產(chǎn)生了兩個令我們感到意外的檢驗(yàn)結(jié)果：一是國有企業(yè)和非國有企業(yè)之間的檢驗(yàn)結(jié)果存在差異。二是在國有企業(yè)中的檢驗(yàn)結(jié)果與本文假設(shè)不一致。究其原因，我們推測可能是因?yàn)檎卫硭降母纳茖衅髽I(yè)和非國有企業(yè)所產(chǎn)生的影響存在差異。具體解釋如下：

對于非國有企業(yè)來說，在政府治理水平較高的地區(qū)，由于政府對非國有企業(yè)的干預(yù)較少，公共供給增加、制度保障更可靠，這有助于提升非國有企業(yè)對風(fēng)險性項(xiàng)目投資的熱情[19]。同時，由于企業(yè)可獲取的公共資源供給將會增加，如信貸資源。在一定程度上降低了企業(yè)的資源約束，從而有助于增強(qiáng)CEO的管理自主權(quán)，加大其增加企業(yè)創(chuàng)新投資決策的意愿。同時，政府治理水平的提高也為CEO的合法權(quán)益提供了保障，增強(qiáng)了CEO正式權(quán)力的合法性，穩(wěn)固了其正式?jīng)Q策權(quán)威，從而進(jìn)一步強(qiáng)化了其風(fēng)險承擔(dān)意愿，有助于企業(yè)創(chuàng)新投資決策的增加。

表3 政府治理、CEO權(quán)力與企業(yè)創(chuàng)新投資決策

注： *、**和***分別表示在10%、5%和1%的水平下顯著(雙尾)，括號內(nèi)為t統(tǒng)計量.

對于國有企業(yè)來說，在當(dāng)前行政體制下，地方官員為了在“晉升錦標(biāo)賽”中實(shí)現(xiàn)政治升遷，會積極干預(yù)轄區(qū)內(nèi)國有企業(yè)的相關(guān)投資決策[20]。所以，即使地區(qū)的政府治理水平較高，政府官員也不會放棄對國有企業(yè)投資決策的影響力。在現(xiàn)行管理體制下，國有企業(yè)的戰(zhàn)略決策經(jīng)常會受到相關(guān)政府管理部門的干預(yù)，CEO所提出的一些重大投資項(xiàng)目決策方案不僅要獲得董事會的支持，往往還需要上級主管部門批準(zhǔn)。而基于風(fēng)險性的考慮，相關(guān)政府主管部門對于風(fēng)險性較高的項(xiàng)目，給予否決的可能性較高。因此，國有企業(yè)的風(fēng)險承擔(dān)意愿水平不會因外在制度環(huán)境的改善而提升。相應(yīng)地，企業(yè)的創(chuàng)新投入也不會因此而增加。同時，政府作為國有企業(yè)的主要出資人或終極控制人，其政府治理水平的提升，本身也意味著國有企業(yè)自身治理水平的提升。隨著公司治理水平的提高，對CEO的監(jiān)督制衡也將進(jìn)一步加強(qiáng)，從而對CEO權(quán)力產(chǎn)生了一定程度的制約，降低了CEO權(quán)力在企業(yè)創(chuàng)新決策中的影響力。

(四)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了檢驗(yàn)研究結(jié)果的穩(wěn)定性，參照孫維峰和黃祖輝(2014)、林慧婷和王茂林(2014)的研究，對企業(yè)研發(fā)投入的測量改用企業(yè)研發(fā)支出與銷售額之比進(jìn)行測度。同時，為了進(jìn)一步消除行業(yè)因素的影響，本文按照年度和行業(yè)對創(chuàng)新投入進(jìn)行調(diào)整，重新進(jìn)行回歸，總體上，穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果與本文結(jié)論無實(shí)質(zhì)性差異。

五、結(jié)論與啟示

(一)研究結(jié)論

本文以中國滬深A(yù)股上市公司為研究樣本，檢驗(yàn)CEO權(quán)力是否以及如何影響企業(yè)創(chuàng)新投資決策？地方政府治理水平差異是否以及如何影響CEO權(quán)力與企業(yè)創(chuàng)新投資決策之間的關(guān)系？研究發(fā)現(xiàn)：CEO權(quán)力強(qiáng)度與企業(yè)創(chuàng)新投資決策顯著正相關(guān)。對于國有企業(yè)來說，相對于政府治理水平較高的地區(qū)，CEO權(quán)力強(qiáng)度對企業(yè)創(chuàng)新投資決策的促進(jìn)作用在在政府治理水平較低的地區(qū)更為顯著。對于民營企業(yè)來說，相對于政府治理水平較低的地區(qū)，CEO權(quán)力強(qiáng)度對企業(yè)創(chuàng)新投資決策的促進(jìn)作用在在政府治理水平較高的地區(qū)更為顯著。

本文的研究貢獻(xiàn)可能體現(xiàn)在以下三個方面：一是本文通過將權(quán)力接近/抑制理論和戰(zhàn)略管理相結(jié)合，探究了權(quán)力對高層管理者心理認(rèn)知的影響，以及其如何影響公司層面的創(chuàng)新投入決策。從而以研究實(shí)踐響應(yīng)了戰(zhàn)略管理研究關(guān)于“對企業(yè)層面的現(xiàn)象的進(jìn)行個體層面的微觀基礎(chǔ)建設(shè)”的呼吁。二是本研究豐富和拓展了關(guān)于企業(yè)創(chuàng)新投資決策先行因素的研究。我們放寬了戰(zhàn)略管理理論和委托代理理論的決策者理性假設(shè)。從行為認(rèn)知的角度出發(fā)，研究了CEO權(quán)力強(qiáng)度差異對企業(yè)創(chuàng)新投資決策的影響，并考慮了不同所有權(quán)性質(zhì)的企業(yè)及所處地區(qū)的政府治理水平差異，對企業(yè)創(chuàng)新投資決策及其經(jīng)濟(jì)后果的影響，為企業(yè)創(chuàng)新投資決策的前因提供了新的解釋，也有助于我們更深刻地理解企業(yè)的創(chuàng)新投入行為。三是當(dāng)前關(guān)于制度環(huán)境的差異性影響研究，主要是采用跨國比較的方式進(jìn)行。本研究針對中國統(tǒng)一大環(huán)境下的不同地區(qū)政府治理水平差異進(jìn)行研究，是對已有的跨國比較研究的有益補(bǔ)充。

(二) 研究啟示

1.從我國企業(yè)當(dāng)前的實(shí)際經(jīng)營情況來看，轉(zhuǎn)型經(jīng)濟(jì)時期的中國上市公司內(nèi)部代理問題依然明顯。但很多時候?yàn)榱藦浹a(bǔ)制度的不足，我們需要充分發(fā)揮企業(yè)家的個人魅力。從所有者的角度出發(fā)，如何合理配置CEO權(quán)力，使其做出更有效的戰(zhàn)略決策并最終提升企業(yè)價值是一個重要問題。本文的研究結(jié)果意味著,適當(dāng)提高CEO權(quán)力在企業(yè)戰(zhàn)略決策中并不總是帶來消極的影響。具有較高權(quán)力的CEO更加認(rèn)同自己的領(lǐng)導(dǎo)能力，對企業(yè)未來發(fā)展更加充滿信心，能夠更加積極地把握和利用那些具有高風(fēng)險和高回報的市場機(jī)會，加大企業(yè)創(chuàng)新投資決策，從而提升企業(yè)的長期價值，最終有益于股東財富的增加。這一發(fā)現(xiàn)對于上市公司CEO權(quán)力的配置問題具有一定的啟示作用。

2.地方政府治理水平能夠顯著影響企業(yè)的創(chuàng)新投入及其經(jīng)濟(jì)后果。政府作為主要的市場監(jiān)管者，一方面應(yīng)當(dāng)不斷優(yōu)化地區(qū)市場環(huán)境建設(shè)，不斷提高地區(qū)的市場化建設(shè)力度，提高產(chǎn)品市場和要素市場的流動性，提升市場運(yùn)作機(jī)制的公開透明度，使市場在資源配置中所發(fā)揮更大的作用。更重要的是，政府要不斷提高其自身的治理水平，減少行政干預(yù)，增加公共資源供給，優(yōu)化政府服務(wù)、提高法律保障。促進(jìn)具有有效約束和激勵機(jī)制的外部治理環(huán)境的形成，為企業(yè)的經(jīng)營發(fā)展提供良好的市場資源和法律保障，提高企業(yè)進(jìn)行風(fēng)險較高的長期性創(chuàng)新項(xiàng)目投入的意愿和動力，促進(jìn)企業(yè)自身和地方經(jīng)濟(jì)的可持續(xù)發(fā)展。

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[責(zé)任編輯：安 錦]

Government Governance,CEO Power and Enterprise Innovation Investment Decisions

XU Wei-bin1,ZHOU Jian2

(1.School of Management,Guizhou University,Guiyang 550025,China;2.School of Business,Nankai University,Tianjin 300193,China)

The paper examines how CEO power affects corporate innovation input,and whether the impacts are different under different government governance conditions.The study finds that CEO power can have a positive impact on improving the corporate innovation input.For state-owned enterprises,the impact is more significant in the areas where government governance level is lower.For non-state-owned enterprises,the impact is more significant in the areas where government governance level is higher.Innovation input can have a positive impact on improving the firm value,and the impact is different in the different ownership enterprises and different government governance conditions.

government governance; CEO power; innovation investment decision

2016-06-13

國家自然科學(xué)基金項(xiàng)目(71272184)；教育部人文社科重點(diǎn)研究基地重大項(xiàng)目(11JJD630005)

許為賓(1982-)，男，河北邢臺人，貴州大學(xué)管理學(xué)院副教授，博士研究生，從事公司治理與戰(zhàn)略決策研究.

F272.91：F271

A

2095-5863(2016)05-0104-09