產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、高管團(tuán)隊(duì)權(quán)力分布與企業(yè)業(yè)績(jī)*

南京農(nóng)業(yè)大學(xué)金融學(xué)院 湯穎梅 李曉曉

產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、高管團(tuán)隊(duì)權(quán)力分布與企業(yè)業(yè)績(jī)*

南京農(nóng)業(yè)大學(xué)金融學(xué)院 湯穎梅 李曉曉

本文基于2010-2014年度滬深A(yù)股制造業(yè)的數(shù)據(jù)，實(shí)證考察高管團(tuán)隊(duì)權(quán)力分布對(duì)企業(yè)業(yè)績(jī)的影響。研究發(fā)現(xiàn)，在中國文化背景下，高管團(tuán)隊(duì)權(quán)力分布不均衡也有其積極的一面，即高管團(tuán)隊(duì)權(quán)力分布不均衡程度與企業(yè)業(yè)績(jī)正相關(guān)。進(jìn)一步區(qū)分產(chǎn)權(quán)性質(zhì)，研究發(fā)現(xiàn)國有企業(yè)的高管團(tuán)隊(duì)權(quán)力分布的不均衡程度與企業(yè)業(yè)績(jī)正相關(guān)，非國有企業(yè)的高管團(tuán)隊(duì)權(quán)力分布的不均衡程度與企業(yè)業(yè)績(jī)負(fù)相關(guān)，但不顯著。

高管團(tuán)隊(duì) 權(quán)力分布 企業(yè)業(yè)績(jī) 產(chǎn)權(quán)性質(zhì)

一、引言

隨著經(jīng)濟(jì)全球化和社會(huì)分工的日益專業(yè)化,企業(yè)規(guī)模和經(jīng)營(yíng)環(huán)境的不確定性不斷擴(kuò)大。面對(duì)復(fù)雜的競(jìng)爭(zhēng)環(huán)境,企業(yè)決策的正確制定已經(jīng)遠(yuǎn)遠(yuǎn)超出了個(gè)體領(lǐng)導(dǎo)者的管理能力范疇，越來越依靠于決策高效、整合力強(qiáng)的高層管理團(tuán)隊(duì)。對(duì)于高管團(tuán)隊(duì)的研究始于Hambrick和Mason（1984）提出的高層梯隊(duì)理論。該理論提出了將高管團(tuán)隊(duì)作為一個(gè)整體，研究其對(duì)企業(yè)戰(zhàn)略與業(yè)績(jī)的影響。隨后，高管團(tuán)隊(duì)的研究引起了國內(nèi)外學(xué)者極大的興趣，這方面的研究開始迅速增多。大量的研究表明，高管團(tuán)隊(duì)對(duì)企業(yè)業(yè)績(jī)有顯著的影響。但國內(nèi)的許多學(xué)者主要是從高管團(tuán)隊(duì)的人口統(tǒng)計(jì)學(xué)特征及其異質(zhì)性的角度，研究高管團(tuán)隊(duì)與企業(yè)業(yè)績(jī)的關(guān)系（孫海法等，2006；張龍和劉洪，2009；楊林，2013；王雪莉等，2013），從高管團(tuán)隊(duì)權(quán)力的視角進(jìn)行的研究較少。在已有的關(guān)于高管團(tuán)隊(duì)權(quán)力的研究中，大多關(guān)注于CEO的權(quán)力水平（韓立巖和李慧，2009；權(quán)小鋒和吳世農(nóng)，2010；周建等，2013），忽視了整個(gè)高管團(tuán)隊(duì)成員權(quán)力的分布情況及其影響。

二、理論分析與研究假設(shè)

（一）高管團(tuán)隊(duì)權(quán)力分布與企業(yè)業(yè)績(jī)組織等級(jí)理論認(rèn)為，在組織內(nèi)，成員之間是有排序的，組織成員的高低排序會(huì)造成組織資源在成員間的不平等分布（Magee，2008）。在組織內(nèi)排序較高的成員擁有更多的組織資源，對(duì)組織作出的潛在貢獻(xiàn)也較大，因此，排序較低的成員傾向于服從排序較高的成員，能夠減少成員之間不必要的沖突，從而可以提高組織成員之間溝通和工作的效率（Galinsky，2012）。因此，在權(quán)力分布不均衡的高管團(tuán)隊(duì)內(nèi)部進(jìn)行決策時(shí)，集中了大多數(shù)權(quán)力的最高領(lǐng)導(dǎo)者擁有更多的資源，能夠控制決策的過程，其他高管只是參與決策。當(dāng)高管團(tuán)隊(duì)內(nèi)部發(fā)生重大分歧時(shí)，最高領(lǐng)導(dǎo)者可以利用權(quán)力分布的不均衡來施加有效的影響，建立起高效、信息豐富和公平的決策環(huán)境，創(chuàng)造出建設(shè)性的沖突來獲得高效率和高質(zhì)量的決策，對(duì)企業(yè)業(yè)績(jī)產(chǎn)生積極影響。相反地，當(dāng)高管團(tuán)隊(duì)權(quán)力分布較為均衡時(shí)，所有的高管都能夠平等地表達(dá)意見，可能會(huì)因?yàn)榛ゲ幌嘧尪鴮?dǎo)致漫長(zhǎng)的、無效率的決策過程，不利于團(tuán)隊(duì)合作和信息共享。當(dāng)高管團(tuán)隊(duì)最終做出決策時(shí)，企業(yè)可能已喪失關(guān)鍵的機(jī)會(huì)（Smith等，1994），對(duì)企業(yè)業(yè)績(jī)產(chǎn)生負(fù)面影響。此外，根據(jù)委托代理中的多代理人理論，當(dāng)存在多個(gè)代理人時(shí)，代理人之間因不能相互合作而降低工作效率。即使代理人之間存在合作的可能，代理人之間的合作也可能會(huì)損害企業(yè)業(yè)績(jī)（劉有貴，2006）。因此對(duì)于企業(yè)來說，高管團(tuán)隊(duì)成員之間很難相互合作，高管團(tuán)隊(duì)成員的聯(lián)合決策是效率低下的。最好的解決辦法是把權(quán)力集中在少數(shù)成員手中以提高決策效率（Ocasio，1994），降低團(tuán)隊(duì)共謀的可能性，這樣可能更有利于企業(yè)業(yè)績(jī)的提升和發(fā)展?；谝陨戏治?，本文提出假設(shè)1:

假設(shè)1:同等條件下，高管團(tuán)隊(duì)權(quán)力分布越不均衡，企業(yè)業(yè)績(jī)表現(xiàn)越好

（二）產(chǎn)權(quán)性質(zhì)，高管團(tuán)隊(duì)權(quán)利分布與企業(yè)業(yè)績(jī)不管是國有企業(yè)還是非國有企業(yè)，企業(yè)內(nèi)部的權(quán)力斗爭(zhēng)是一個(gè)普遍存在的現(xiàn)象（張維迎，2000）。但是，由于產(chǎn)權(quán)性質(zhì)不同，國有企業(yè)和非國有企業(yè)的權(quán)力斗爭(zhēng)程度以及權(quán)力斗爭(zhēng)對(duì)企業(yè)業(yè)績(jī)的影響可能會(huì)存在差異。企業(yè)收入可以分為貨幣收益和控制權(quán)收益兩種（張維迎,2000）。對(duì)于國有企業(yè)的高管來說，控制權(quán)收益是一種重要的收益。由于國有企業(yè)獨(dú)特的“所有者缺位”的問題使得對(duì)高管的監(jiān)督較為缺乏（權(quán)小鋒等，2010）。由于大多數(shù)情況下，國有企業(yè)高管由政府直接任命，但是政府可能并不像非國有企業(yè)的股東那樣關(guān)注企業(yè)的貨幣收益，也不會(huì)以此為標(biāo)準(zhǔn)來考核國有企業(yè)的高管。因此，當(dāng)高管團(tuán)隊(duì)權(quán)力分布較為均衡時(shí)，國有企業(yè)的高管們有很強(qiáng)的動(dòng)機(jī)去追求個(gè)人權(quán)力，謀取控制權(quán)收益，而不是把精力放在如何提升企業(yè)的業(yè)績(jī)和效率上來，從而對(duì)企業(yè)的生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)產(chǎn)生不利影響。相對(duì)于國有企業(yè)，非國有企業(yè)更加關(guān)注企業(yè)的“效率”和“效益”（南開大學(xué)公司治理評(píng)價(jià)課題組，2008）。一方面，非國有企業(yè)的股東更加關(guān)注企業(yè)的經(jīng)營(yíng)成果，他們比較在意高管能夠?yàn)槠髽I(yè)創(chuàng)造多少利潤(rùn)。因此，非國有企業(yè)的高管有動(dòng)力去追求利潤(rùn)增長(zhǎng)，從而獲得合法的貨幣性收益。同時(shí)，企業(yè)利潤(rùn)增長(zhǎng)也體現(xiàn)了高管的能力，能夠?yàn)楦吖軒砹己玫穆曌u(yù)，進(jìn)而提高他們的貨幣性收益（Fama，1980）。另一方面，非國有企業(yè)并不存在“所有者缺位”現(xiàn)象，非國有企業(yè)的股東能夠有效地對(duì)高管的行為進(jìn)行監(jiān)督。基于以上分析，本文提出假設(shè)2:

假設(shè)2：相比于非國有企業(yè)，國有企業(yè)高管團(tuán)隊(duì)權(quán)力分布不均衡對(duì)企業(yè)業(yè)績(jī)的影響更顯著

三、研究設(shè)計(jì)

（一）樣本選取與數(shù)據(jù)來源本文以2010-2014年度滬深A(yù)股制造業(yè)上市公司為研究樣本，采用如下規(guī)則進(jìn)行篩選：（1）剔除ST類的公司；（2）剔除同時(shí)發(fā)行B股和H股的上市公司；（3）剔除相關(guān)資料不全和數(shù)據(jù)殘缺的公司。通過篩選最終獲得能合理代表我國制造業(yè)現(xiàn)狀的724個(gè)有效樣本，共3495個(gè)有效觀測(cè)值。樣本所用的高管團(tuán)隊(duì)數(shù)據(jù)和財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)源于國泰安數(shù)據(jù)庫和Wind數(shù)據(jù)庫。本文使用SPSS 20.0和Stata11.0對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行統(tǒng)計(jì)分析。

（二）變量定義（1）因變量。第一，企業(yè)業(yè)績(jī)。本文參考已有對(duì)于企業(yè)業(yè)績(jī)方面的研究，基于數(shù)據(jù)可獲得性和模型可操作性原則，選取資產(chǎn)收益率（ROA）作為企業(yè)業(yè)績(jī)?cè)u(píng)價(jià)指標(biāo)。資產(chǎn)收益率（ROA）=凈利潤(rùn)/總資產(chǎn)，該指標(biāo)主要用來衡量企業(yè)運(yùn)用自身所有資產(chǎn)獲取利潤(rùn)的能力，該指標(biāo)數(shù)值越大，表明企業(yè)獲利能力越強(qiáng)，企業(yè)業(yè)績(jī)?cè)胶?。?）自變量。高管團(tuán)隊(duì)的權(quán)力分布。本文以Finkelstein（1992）的研究為基礎(chǔ)，綜合劉兵等（2014）、曹晶等（2015）的研究成果，選取高管的薪酬、頭銜數(shù)、年齡、受教育程度、是否為董事、兼任和職稱等7個(gè)權(quán)力測(cè)量指標(biāo)來測(cè)量每一位高管相對(duì)于其他高管的權(quán)力：第一，該高管薪酬除以團(tuán)隊(duì)中最高薪酬；第二，該高管現(xiàn)任職位數(shù)量除以團(tuán)隊(duì)中最大的現(xiàn)任職位數(shù)量；第三，該高管年齡（30歲及以下=0、30-40=1、40-50=2、50-60=3、60以上=4）得分除以團(tuán)隊(duì)中最大的年齡水平得分；第四，該高管的教育水平（中專及以下=1、大專=2、本科=3、碩士=4、博士=5）得分除以團(tuán)隊(duì)中最大的教育水平得分；第五，是否為董事。0表示不是，1表示是；第六，兼任情況。0表示該成員沒有在其他企業(yè)兼職，1則表示該成員在其他企業(yè)兼職。第七，高管是否有高職稱，0表示沒有，1表示有。本文首先對(duì)7個(gè)指標(biāo)進(jìn)行主成分分析，根據(jù)提取的特征值大于1的主成分，將7個(gè)指標(biāo)投影到提取出的主成分上并加總形成的綜合評(píng)分，即為每個(gè)高管的相對(duì)權(quán)力得分。然后再以企業(yè)為單位，計(jì)算每個(gè)企業(yè)高管團(tuán)隊(duì)權(quán)力綜合得分的標(biāo)準(zhǔn)差，以此來衡量該企業(yè)高管團(tuán)隊(duì)權(quán)力分布的均衡程度。（3）控制變量。綜合衛(wèi)旭華等（2015）、曹晶等（2015）的研究成果，本文選取企業(yè)規(guī)模、高管團(tuán)隊(duì)規(guī)模、資產(chǎn)負(fù)債率、公司成長(zhǎng)性等變量作為實(shí)證研究的控制變量。具體的變量定義如表1所示。（三）模型構(gòu)建本文建立了如下模型：

表1 變量定義

四、實(shí)證分析

（一）描述性統(tǒng)計(jì)表2是變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果，從表2可以看出，被解釋變量總資產(chǎn)收益率的最小值為-0.4083，最大值為0.4770，不同公司之間的ROA差異較大；我國上市公司權(quán)力分布的均值為0.0589，最小值為0.0324，最大值為2.7764，說明公司之間高管團(tuán)隊(duì)權(quán)力分布差異較大，這也反映了研究高管團(tuán)隊(duì)權(quán)力分布的重要性。

表2 描述性統(tǒng)計(jì)

（二）相關(guān)性分析表3是變量的相關(guān)系數(shù)表，從表中可以看出，高管團(tuán)隊(duì)權(quán)力分布與企業(yè)業(yè)績(jī)顯著正相關(guān)（r=0. 0487，p＜0.01），與本文假設(shè)1一致；其他變量之間的相關(guān)系數(shù)較小，大多在0.2以下，說明本文研究的變量之間不存在嚴(yán)重的多重共線性。為了使結(jié)論更可靠，本文進(jìn)一步采用方差膨脹因子法來檢驗(yàn)各變量之間是否存在多重共線性問題，結(jié)果見表4。從表4可以看出，所有變量的VIF值都在1左右，都小于10，進(jìn)一步說明了本文的各變量之間不存在嚴(yán)重的多重共線性問題。

表3 變量相關(guān)系數(shù)表

表4 方差膨脹因子

（三）回歸分析本文以企業(yè)總資產(chǎn)報(bào)酬率為因變量，以高管團(tuán)隊(duì)權(quán)力分布為自變量，運(yùn)用多元線性回歸模型實(shí)證檢驗(yàn)高管團(tuán)隊(duì)權(quán)力分布對(duì)企業(yè)業(yè)績(jī)的影響，回歸結(jié)果見表5。從表中可以看出，高管團(tuán)隊(duì)權(quán)力分布與企業(yè)業(yè)績(jī)呈正相關(guān)關(guān)系，并在5%的顯著性水平下顯著，驗(yàn)證了假設(shè)1。說明了高管團(tuán)隊(duì)權(quán)力分布越不均衡，企業(yè)業(yè)績(jī)?cè)胶?，這與Roberto（2003）、Smith等（2006）的研究結(jié)論一致。一方面我國經(jīng)濟(jì)正處于轉(zhuǎn)軌階段，面臨的競(jìng)爭(zhēng)環(huán)境比較復(fù)雜，經(jīng)營(yíng)風(fēng)險(xiǎn)較大，高管團(tuán)隊(duì)內(nèi)部的權(quán)力集中能夠有效旳降低高管之間無效率的爭(zhēng)論，提高決策的效率，使企業(yè)能夠在瞬息萬變的市場(chǎng)環(huán)境中，迅速做出反應(yīng)，從而促進(jìn)企業(yè)的發(fā)展。另一方面，我國是典型的東方集體主義和高權(quán)力距離國家，相對(duì)于西方的文化背景，我國企業(yè)更多地受到集體主義與權(quán)力距離的影響（陳璐等，2013）。集體主義使得高管成員更加重視相互之間的關(guān)系，重視和諧。權(quán)力距離反應(yīng)了團(tuán)隊(duì)成員對(duì)于權(quán)力分布不均衡現(xiàn)象的接受程度，高權(quán)力距離使團(tuán)隊(duì)成員普遍接受較高的社會(huì)權(quán)力等級(jí)，更加崇尚權(quán)威，并且盡量與高權(quán)力者保持較好的關(guān)系。因此，在中國文化背景下，高管團(tuán)隊(duì)權(quán)力分布不均衡有助于高管成員明確自己的角色與分工，減少工作中的矛盾和沖突，簡(jiǎn)化高管之間的交流，促進(jìn)高管之間的協(xié)調(diào)與合作，從而推動(dòng)企業(yè)業(yè)績(jī)的提高。從控制變量來看，企業(yè)規(guī)模、高管團(tuán)隊(duì)規(guī)模和公司成長(zhǎng)性與企業(yè)業(yè)績(jī)正相關(guān)，且在1%的顯著性水平下顯著，企業(yè)資產(chǎn)負(fù)債率與企業(yè)業(yè)績(jī)負(fù)相關(guān)，且通過了1%顯著性水平的檢驗(yàn)，這與以往的研究結(jié)論一致。為了進(jìn)一步檢驗(yàn)國有企業(yè)與非國有企業(yè)的高管團(tuán)隊(duì)權(quán)力分布對(duì)企業(yè)業(yè)績(jī)的影響是否存在顯著差別，本文以企業(yè)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)為分組依據(jù)，將樣本分為國有和非國有進(jìn)行分組回歸，回歸結(jié)果見表5。由回歸結(jié)果可以看出，國有企業(yè)的高管團(tuán)隊(duì)權(quán)力分布的均衡程度與企業(yè)業(yè)績(jī)顯著正相關(guān)，且在1%的顯著性水平下顯著，表明國有企業(yè)高管團(tuán)隊(duì)權(quán)力分布越不均衡，企業(yè)業(yè)績(jī)?cè)胶?，這與之前的假設(shè)一致。而非國有企業(yè)的高管團(tuán)隊(duì)權(quán)力分布的均衡程度與企業(yè)業(yè)績(jī)負(fù)相關(guān)，但沒有通過顯著性檢驗(yàn)，假設(shè)2得到驗(yàn)證。

表5 模型回歸結(jié)果

（四）穩(wěn)健性檢驗(yàn)為了增強(qiáng)結(jié)論的可靠性，克服釆用單一指標(biāo)在實(shí)證中表現(xiàn)出的不穩(wěn)健性，結(jié)合姚冰湜等（2015）的研究，本文選取托賓Q值作為企業(yè)業(yè)績(jī)?cè)u(píng)價(jià)指標(biāo)進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，結(jié)果與本文主測(cè)試的結(jié)論相一致。

五、結(jié)論

研究發(fā)現(xiàn)，在控制了其他變量后，企業(yè)高管團(tuán)隊(duì)權(quán)力分布的不均衡程度與企業(yè)業(yè)績(jī)呈正相關(guān)關(guān)系，即高管團(tuán)隊(duì)權(quán)力分布越不均衡，企業(yè)業(yè)績(jī)?cè)胶?。進(jìn)一步區(qū)分產(chǎn)權(quán)性質(zhì)后發(fā)現(xiàn)，國有企業(yè)的高管團(tuán)隊(duì)權(quán)力分布的不均衡程度與企業(yè)業(yè)績(jī)顯著正相關(guān)，非國有企業(yè)高管團(tuán)隊(duì)權(quán)力分布的不均衡程度與企業(yè)業(yè)績(jī)負(fù)相關(guān)，但不顯著。早期的研究認(rèn)為，高管團(tuán)隊(duì)權(quán)力分布不均衡往往會(huì)帶來一系列的消極結(jié)果，然而，近期有關(guān)的研究也開始意識(shí)到高管團(tuán)隊(duì)權(quán)力分布不均衡也有其功能性的一面。本文結(jié)合組織等級(jí)理論和多代理人理論，實(shí)證研究了高管團(tuán)隊(duì)權(quán)力分布對(duì)企業(yè)業(yè)績(jī)的影響，解釋了為什么在中國文化背景下，高管團(tuán)隊(duì)權(quán)力分布不均衡能夠發(fā)揮積極作用。

*本文受國家自然科學(xué)基金面上項(xiàng)目（項(xiàng)目編號(hào)：71573129），教育部人文社會(huì)科學(xué)研究青年基金項(xiàng)目（項(xiàng)目編號(hào)：11YJC790163)，南京農(nóng)業(yè)大學(xué)中央高?；究蒲袠I(yè)務(wù)費(fèi)人文社科基金（項(xiàng)目編號(hào)：SKCX2015011，SKJD2014001）及國家留學(xué)基金（項(xiàng)目編號(hào)：201308320145）資助。

［1］衛(wèi)旭華、劉詠梅、岳柳青：《高管團(tuán)隊(duì)權(quán)力不平等對(duì)企業(yè)創(chuàng)新強(qiáng)度的影響——有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)》，《南開管理評(píng)論》2015年第3期。

［2］楊林：《高管團(tuán)隊(duì)異質(zhì)性、企業(yè)所有制與創(chuàng)業(yè)戰(zhàn)略導(dǎo)向——基于中國中小企業(yè)板上市公司的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)》，《科學(xué)學(xué)與科學(xué)技術(shù)管理》2013年第9期。

［3］王雪莉、馬琳、王艷麗：《高管團(tuán)隊(duì)職能背景對(duì)企業(yè)績(jī)效的影響:以中國信息技術(shù)行業(yè)上市公司為例》，《南開管理評(píng)論》2013年第4期。

［4］權(quán)小鋒、吳世農(nóng)：《CEO權(quán)力強(qiáng)度、信息披露質(zhì)量與公司業(yè)績(jī)的波動(dòng)性——基于深交所上市公司的實(shí)證研究》，《南開管理評(píng)論》2010年第4期。

［5］韓立巖、李慧：《CEO權(quán)力與財(cái)務(wù)危機(jī)——中國上市公司的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)》，《金融研究》2009年第1期。

［6］朱焱、張孟昌：《企業(yè)管理團(tuán)隊(duì)人力資本、研發(fā)投入與企業(yè)績(jī)效的實(shí)證研究》，《會(huì)計(jì)研究》2013年第11期。

［7］姚冰湜、馬琳、王雪莉、李秉祥：《高管團(tuán)隊(duì)職能異質(zhì)性對(duì)企業(yè)績(jī)效的影響:CEO權(quán)力的調(diào)節(jié)作用》，《中國軟科學(xué)》2015年第2期。

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（編輯 文博）