企業(yè)管理者權力、 創(chuàng)新投資與技術積累
——來自我國A 股上市企業(yè)的經驗證據(jù)

孫 菁 王 京 黃 鑫 劉睿智

一、引 言

隨著我國經濟進入新常態(tài)，轉變發(fā)展方式成為經濟發(fā)展的核心議題之一。受資源枯竭、人口紅利降低等因素的影響，由“要素驅動”轉向“創(chuàng)新驅動”已成為促進我國經濟持續(xù)發(fā)展的新思路。在資源稀缺和市場競爭的雙重約束下，技術優(yōu)勢對企業(yè)競爭的重要作用已被學術界和實務界普遍認可?？紤]到原創(chuàng)性技術對企業(yè)成長的關鍵性影響，企業(yè)對創(chuàng)新投資日益重視。相關統(tǒng)計資料表明，自2010 年以來，企業(yè)研發(fā)投資占我國研發(fā)投資總額的比重已連續(xù)7 年超過70%，成為我國最重要的微觀投資主體。然而，一個需要注意的事實是，盡管我國企業(yè)的創(chuàng)新投資規(guī)模持續(xù)擴大，但其創(chuàng)新效率仍處于較低水平( 珮朱德勝和周曉 ，2016)，且不同企業(yè)的創(chuàng)新效率與技術水平差異明顯。那么，在同一經濟環(huán)境和制度背景下究竟是什么原因導致了不同企業(yè)技術積累的巨大差異呢？

對此，學者們從不同視角對其影響因素展開了多維度的探討。一些學者分析了影響企業(yè)技術創(chuàng)新效率的主要外部因素，發(fā)現(xiàn)區(qū)域經濟發(fā)展、市場化程度、制度環(huán)境和稅收制度等外部環(huán)境變量會對企業(yè)技術創(chuàng)新效率和效果產生影響(Hsieh 和Klenow，2009；Guan 和Chen，2012；Cappelen 等，2012；肖仁橋等，2014；戴魁早和劉友金，2013；陳德球等，2016)；部分學者將其研究視角聚焦于企業(yè)內部，認為公司治理、組織效率、產權性質、企業(yè)規(guī)模、創(chuàng)新轉化能力和企業(yè)管理層權力配置等是影響企業(yè)技術積累的關鍵性因素(Kim 和Atuahene-Gima，2010；Huang 和Chen，2010；陳修德和梁彤纓，2010；張春輝和陳繼祥，2012；郝冰等，2015； 珮朱德勝和周曉 ，2016；王京和羅福凱，2017)。綜上可知，企業(yè)所處的內外部環(huán)境及其波動會影響企業(yè)創(chuàng)新行為和投資選擇，企業(yè)技術積累不應忽視環(huán)境因素的沖擊。需要指出的是，作為企業(yè)財務決策的主要參與者和實際執(zhí)行者，企業(yè)管理者的職責是在復雜多變的內外部環(huán)境中做出合理決策，實現(xiàn)企業(yè)價值最大化，而企業(yè)管理者權力則是其根據(jù)內外部環(huán)境不確定性進行決策的基礎(Finkelstein，1992；Tian 和Wang，2014)。這意味著，企業(yè)在內外部因素共同影響下的運營行為，實質上是企業(yè)管理者基于自身決策權而對環(huán)境及其波動做出的應對。因此，在探討企業(yè)技術積累的問題時，不應忽視管理者權力的影響。然而，受企業(yè)技術決策 “黑箱”狀態(tài)的影響，現(xiàn)有研究關注較多的是企業(yè)管理者權力對企業(yè)技術創(chuàng)新投資規(guī)模和經濟后果的影響(夏蕓，2014；王京和羅福凱，2017；李莉等，2018)，對企業(yè)管理者權力與技術積累效率及其規(guī)模關系的關注相對不足。事實上，無論是基于薪酬契約和風險規(guī)避考慮，還是基于信號傳遞與職位安全考慮，具有決策權的企業(yè)管理者都有動機影響企業(yè)的技術積累。

有鑒于此，本文以2009—2015 年度我國A 股上市企業(yè)為樣本，從管理層決策動機的視角出發(fā)，將企業(yè)管理者權力與企業(yè)技術積累結合起來，試圖探討以下問題。第一，管理者權力是否會影響企業(yè)技術積累的效率和其規(guī)模？其作用機理和影響路徑是怎樣的？第二，我國現(xiàn)行的經濟環(huán)境會對二者關系產生何種影響？與前人的研究相比，本文的貢獻在于：第一，豐富了公司治理與企業(yè)技術投資決策關系的研究文獻。本文跳出以往學者主要從投入或產出視角關注企業(yè)管理者權力與企業(yè)技術創(chuàng)新關系的研究習慣，以價值分析為切入點，探討了企業(yè)管理者權力與企業(yè)技術積累的關系，不僅拓展性地從效率和規(guī)模視角解釋了企業(yè)管理者權力配置對技術資產增量與存量的影響，而且彌補了已有文獻基于同質性假定而只關注專利產出數(shù)量的研究不足，豐富了企業(yè)技術投資問題的研究文獻。第二，為我國企業(yè)決策權配置和技術創(chuàng)新效率提高提供了具有現(xiàn)實意義的參考依據(jù)。本文沿著“管理者決策—創(chuàng)新投資—技術資產積累”的理論分析框架，以創(chuàng)新投入為中介，探討了企業(yè)管理者權力影響企業(yè)技術積累效率和規(guī)模的作用路徑，并考察了內外部環(huán)境因素的邊界效應，為企業(yè)實際經營過程中的決策選擇提供了經驗證據(jù)。

二、文獻綜述

（一）企業(yè)管理者權力的構成

對企業(yè)管理者權力的關注起源于企業(yè)戰(zhàn)略管理研究，F(xiàn)inkelstein(1992)對企業(yè)管理者權力的構成要素進行了分類與闡釋，并通過權力模型為其量化分析提供了基礎。根據(jù)Finkelstein(1992)的分類，學者們主要從結構權力、所有權力、聲望權力和專家權力等方面對企業(yè)管理者的權力進行考察。隨著企業(yè)組織機制的完善及管理活動復雜性與專業(yè)性的提高，一些學者在Finkelstein(1992)權力模型的基礎上對企業(yè)管理者權力進行了補充，結合企業(yè)管理實踐將董事會權力制衡、管理者社會聲望和人際關系等因素納入到了企業(yè)管理者權力的考查范圍(盧銳等，2008；權小鋒等，2010；楊興全等，2014)，豐富了企業(yè)管理者權力的研究范疇。

改革開放以來，隨著控制權改革的日趨深化，我國企業(yè)管理者在生產經營方面的自主權日益擴大，但由于我國的現(xiàn)代企業(yè)制度尚不完善，企業(yè)管理者自主權的擴大在提高其積極性的同時，也誘發(fā)了其短視行為。繼控制權改革之后，在所有權改革的過程中，現(xiàn)代企業(yè)制度逐步確立，管理者激勵與監(jiān)督機制開始完善，所有權力開始進入了學者們的研究視野。同時，隨著市場競爭的日益激烈和職業(yè)經理人市場的出現(xiàn)，聲望權力和專家權力也成為研究企業(yè)管理者權力問題所不可忽視的因素。在我國集權制的組織環(huán)境和權力結構下，企業(yè)管理者通常是企業(yè)決策的主要參與者和實際執(zhí)行者，其權力結構和權力大小對企業(yè)管理實踐具有重要影響。

（二）企業(yè)管理者權力與企業(yè)技術創(chuàng)新行為

與股東可以通過分散投資來降低自身風險不同，企業(yè)管理者由于無法分散風險，因而對其持厭惡態(tài)度，通常會回避乃至拒絕投資風險較高的項目。但也有研究發(fā)現(xiàn)，兩職兼任、任職期限和公司治理等因素會影響其風險態(tài)度和投資選擇(劉運國和劉雯，2007；黃慶華等，2017)。就企業(yè)技術創(chuàng)新活動而言，其投資規(guī)模大、研究周期長、失敗風險高及信息不對稱的特性和可以為企業(yè)帶來超額利潤的競爭優(yōu)勢決定了企業(yè)管理者在決策時的動機復雜性。首先，從創(chuàng)新投入的視角看，許多學者發(fā)現(xiàn)，企業(yè)管理者年齡、持股比例、專業(yè)技術背景和社會關系等個體特征與企業(yè)技術創(chuàng)新投資規(guī)模正相關(Nakahara，1997；Barker 和Mueller，2002；Martínez-Ros 和Orfila-Sintes，2012；Sheikh，2018；劉運國和劉雯，2007；黃慶華等，2017；王京和羅福凱，2017；潘鎮(zhèn)等，2017)。隨著研究的深入，部分學者從異質性的角度對企業(yè)管理者權力與技術創(chuàng)新活動的關系進行了分析，發(fā)現(xiàn)企業(yè)管理者權力會影響探索性創(chuàng)新，但與開發(fā)性創(chuàng)新無關(Sariol 和Abebe，2017)。其次，從創(chuàng)新產出的視角看，已有研究發(fā)現(xiàn)，企業(yè)管理者專業(yè)背景、受教育程度和其自信程度與企業(yè)技術創(chuàng)新成果正相關(Chen 等，2011；Hirshleifer 等，2013)；徐向藝和湯業(yè)國(2013)及黃慶華等(2017)發(fā)現(xiàn)，董事長和總經理兩職合一的領導權可以促進企業(yè)創(chuàng)新產出。最后，考慮到技術創(chuàng)新活動是一個持續(xù)性的過程，部分學者探討了企業(yè)管理者權力對企業(yè)創(chuàng)新效率的影響：喬朋華和鞠曉峰(2015)及黃慶華等(2017)分別基于SFA 模型和單位專利的費用占比考察了企業(yè)管理者權力對技術創(chuàng)新效率的影響，發(fā)現(xiàn)企業(yè)管理者權力能夠顯著提升企業(yè)技術創(chuàng)新效率。此外，還有學者基于企業(yè)的經營實踐，從公司治理、制度環(huán)境和社會關系等層面探討了內外部環(huán)境對企業(yè)管理者權力與企業(yè)技術創(chuàng)新效率的關系的影響(李文貴和余明桂，2012；周建等，2013)，拓展了相關研究的視角。

綜上可知，已有研究基于不同的理論假定對企業(yè)管理者權力與企業(yè)技術創(chuàng)新投資、產出和效率的關系進行了探討，為深化公司治理與企業(yè)決策的研究提供了有益借鑒。但相關研究也存在一些問題：一方面，受內外部環(huán)境因素和樣本選擇的影響，現(xiàn)有研究結論仍存在重要分歧；另一方面，在考察其對企業(yè)技術積累規(guī)模的影響時，學者們通常立足于專利同質性的隱含假定，關注企業(yè)管理者權力與專利數(shù)量的關系，但企業(yè)的技術資產不僅包括專利，還包括各類專有或非專有技術等無形資產；同時，由于專利的數(shù)量并不等同于專利的價值，這使得相關研究結論的噪音可能較大，無法為企業(yè)決策提供相對準確的現(xiàn)實參考；此外，部分文獻采用DEA 或SFA 模型探討企業(yè)管理者權力對技術效率的影響時，忽略了技術利用效率與技術創(chuàng)新效率的區(qū)別，容易出現(xiàn)高估或低估企業(yè)技術積累能力的問題。事實上，技術積累是企業(yè)跨期投資的累積結果，從經濟學對效率的定義出發(fā)，企業(yè)技術積累效率和規(guī)模與我國現(xiàn)行企業(yè)會計準則規(guī)定的企業(yè)研發(fā)資本化及無形資產確認等問題密切相關。這也為本文的研究提供了空間。

三、理論分析與研究假說

隨著企業(yè)這一組織形式的發(fā)展和演化，現(xiàn)代企業(yè)分散的股權結構使得全體股東的集體決策成本高昂；而且，由于利益目標、風險偏好和信息收集能力的差異，不同股東的決策選擇不盡相同，集體決策的效率難以保證(Jiang 等，2018；姜付秀等，2018)；此外，技術環(huán)境、產品市場和經濟環(huán)境的動態(tài)性和復雜性，也對決策者的管理能力和知識結構提出更高要求。因此，股東通常將企業(yè)的控制權部分地讓渡給企業(yè)管理者，使之成為企業(yè)投資決策的主要參與者和實際執(zhí)行者?？紤]到現(xiàn)代企業(yè)兩權分離的典型特征，當管理者利用權力進行尋租以謀取個體私利時，企業(yè)投資決策的目標將不再是股東收益最大化，而是個體私利最大化(Jensen 和Meckling，1976)。可見，管理者權力是企業(yè)投資決策的重要影響因素，會制約其投資方向、規(guī)模和效率。

就企業(yè)而言，技術積累是一個具有較大不確定性的過程。從技術創(chuàng)新的角度看，創(chuàng)新過程的“黑箱”特質和資本化時機的可選擇性決定了股東不可能有足夠的知識和信息對其進行監(jiān)督，其會計政策選擇、資本化確認時機與比例及無形資產結轉往往依賴于管理層的個人經驗及意愿(杜瑞和李延喜，2018)；而且，企業(yè)的技術創(chuàng)新本身屬于一種商業(yè)機密，其相關信息的披露往往具有選擇性，加之我國技術市場尚不發(fā)達，技術的評估和交易價值尚難言公允；這種典型的信息不對稱特征可能助長管理者的機會主義行為，導致其在創(chuàng)新過程中存在個體選擇偏好和利益導向。需要指出的是，管理者對企業(yè)技術投資的態(tài)度往往是復雜的：一方面，技術創(chuàng)新形成的成果不僅可以提升企業(yè)技術水平，構建并強化其在產品市場的競爭優(yōu)勢，而且可以向資本市場傳遞積極信號，增強投資者的信心，從而提升企業(yè)業(yè)績，有利于管理者實現(xiàn)薪酬契約(韓美妮和王福勝，2016)；另一方面，技術溢出效應及市場認可度的不確定性也可能激發(fā)管理者的風險規(guī)避動機，使之為自身職位安全而削減乃至回避技術投資(Vorst，2016)。那么，在擁有決策權的情況下，管理者會對企業(yè)技術積累產生何種影響？

基于對管理者行為動機的不同假定，學者們提出了截然不同的分析思路。其中，管理者權力理論指出，現(xiàn)代企業(yè)中兩權分離和委托代理問題的同時存在，導致最優(yōu)契約理論關于管理者權力可以完全被契約所規(guī)定及管理者會基于股東利益行事的假定脫離實際?？紤]到契約的不完備性和“理性經濟人”假定，管理者具有不同于股東的利益函數(shù)，在契約不完備的情況下，管理者存在利用自身權力和信息優(yōu)勢進行尋租的傾向(Jensen 和Meckling，1976)。由于創(chuàng)新行為信息不對稱程度較高，且管理者擁有進行會計政策選擇的自主權，這為其進行權力尋租提供了空間：一方面，管理者可能試圖通過降低資本化比例來延長創(chuàng)新投資的跨期，從而增加自己的職位安全和談判能力(Shust，2015)；另一方面，管理者則可能通過會計政策操縱將自己的在職消費等隱藏和轉移至研發(fā)費用中，從而導致資本化比例降低(杜瑞和李延喜，2018)。因此，管理者權力越大，企業(yè)技術資本化比例越小。

與之相對應，現(xiàn)代管家理論認為，管理者并不是完全理性的，受個人知識結構和能力水平制約，管理者往往是有限理性的社會人。在日常運營過程中，除物質、薪酬和權力等方面的追求外，管理者也存在自我實現(xiàn)和社會認可等更高層次的需求。因此，給予管理者充分的信任和權力，使之能夠有效控制組織資源，可以節(jié)省信息交流成本并提升決策效率，有利于實現(xiàn)投資決策的優(yōu)化?；谶@一假定，股東應賦予管理者足夠大的權力，使之成為企業(yè)的好“管家”，在滿足自身需求的同時實現(xiàn)企業(yè)價值最大化。根據(jù)現(xiàn)代管家理論，管理者權力理論對于企業(yè)管理者“人性本惡”的假定是不切合實際的；在現(xiàn)實經營過程中，管理者存在利他動機，其經營決策的目標通常是自身與股東“雙贏”。因此，給予管理者更大的權力不僅不會使其在技術創(chuàng)新過程中產生權力尋租行為，而且可以使之具有更大的自主權來權衡某項技術投資決策的風險和收益(王京和羅福凱，2017)，有利于企業(yè)技術積累效率提高和規(guī)模擴大。

顯然，管理者權力理論與現(xiàn)代管家理論對管理者權力與企業(yè)投資決策關系的分析存在對立。那么，在我國，管理者權力與企業(yè)技術積累存在何種關系？本文認為，在我國新興加轉軌的現(xiàn)行經濟和制度背景下，管理者權力對企業(yè)技術資本積累存在積極 作用。

首先，從薪酬契約視角看，企業(yè)技術資產增加不僅可以向資本市場傳遞其具有技術優(yōu)勢的信號，而且可以提高生產效率，降低生產成本，使之在產品市場更具競爭優(yōu)勢(王京和羅福凱，2017)；而且，不同于歐美等國家的管理層激勵機制，我國企業(yè)管理者所持有的股權或期權比重很小，其激勵往往來源于薪酬方面，考慮到我國現(xiàn)行企業(yè)會計準則對研發(fā)投資費用化與資本化處理的規(guī)定，管理者存在對技術創(chuàng)新投資及時進行資本化確認以降低費用支出的動機(韓美妮和王福勝，2016)。其次，從個人聲望的視角看，新技術屬于企業(yè)獨特的、難以復制的和稀缺的資源(Barney，1991)，能夠為企業(yè)帶來異質性競爭優(yōu)勢；因此，管理者積極進行技術積累，一方面可以真正推動企業(yè)形成競爭優(yōu)勢，另一方面可以提高企業(yè)的知名度和政府支持度，從而提高自身聲望(杜瑞和李延喜，2018)；此外，技術投資的專業(yè)性、復雜性和時機性對創(chuàng)新決策的科學性提出了很高要求，技術資本化比例和技術資產規(guī)模程度的提高則可能被視為管理者決策與管理能力的表現(xiàn)，有利于增強其談判能力。因此，管理者可能更傾向于擴大技術資產規(guī)模和提高資本化比例。再次，從管理效率視角看，與分權的組織結構和決策模式相比，集權更有利于管理者統(tǒng)一調配組織資源，有利于提高投入產出效率；分權的決策方式容易導致“令出多門”和“人浮于事”的雙重決策無效率，會增加決策的難度和成本。在此情況下，集權的決策模式更有利于降低信息傳遞的“噪聲”，節(jié)省時間成本(王京和羅福凱，2017)。對于技術投資這種高風險、高收益的戰(zhàn)略性投資，只有實現(xiàn)“內部人”的實際控制和集權決策，才有利于提升積累效率和擴大其規(guī)模。最后，從政策支持視角看，隨著新舊動能轉換戰(zhàn)略的實施，技術已成為新動能培育的重要抓手。在此背景下，為激勵作為技術創(chuàng)新主體的微觀企業(yè)積極進行技術投資，我國政府相繼采取財政補貼、稅收減免和金融服務等產業(yè)和金融政策予以支持(杜瑞和李延喜，2018)，實現(xiàn)了政府與企業(yè)在技術投資方面的“風險”與“成本”共擔，這不僅容易激發(fā)管理者擴大技術投資規(guī)模，而且可能導致其積極進行資本化以獲取國家政策和資金支持。基于以上理論分析，本文提出如下研究假說。

假說1：在其他條件不變的情況下，管理者權力與企業(yè)技術積累效率正相關。

假說2：在其他條件不變的情況下，管理者權力與企業(yè)技術積累規(guī)模正相關。

四、研究設計

（一）變量定義

1. 因變量。(1)技術積累效率(ΔTC)。已有研究通常從兩個視角探究企業(yè)技術效率：部分學者傾向于運用SFA 或DEA 模型對技術創(chuàng)新效率進行測算(梁彤纓等，2015)；還有部分學者則將企業(yè)專利數(shù)量視為技術效率的體現(xiàn)(黃慶華等，2017)。事實上，SFA 和DEA 模型反映的更像是廣義的技術效率(包括技術創(chuàng)新效率和技術利用效率)，而專利數(shù)量更像是企業(yè)創(chuàng)新活動的結果，而且專利數(shù)量并不等同于專利價值。從經濟學定義出發(fā)，效率是要素投入與產出的比值。根據(jù)我國現(xiàn)行企業(yè)會計準則①詳見我國《企業(yè)會計準則第6 號——無形資產》關于企業(yè)無形資產的界定和解釋。，企業(yè)研發(fā)活動分為研究階段和開發(fā)階段，研究階段的支出應全部進行費用化處理，而開發(fā)階段的支出中滿足資本化條件的應進行資本化確認，滿足無形資產確認條件的應進行無形資產確認；其每年度的資本化部分和新增無形資產實際上是企業(yè)當年度研發(fā)投入的成果。因此，本文從價值量的角度出發(fā)，借鑒王京等(2020)的研究方法，并結合我國《企業(yè)會計準則第6 號——無形資產》的相關規(guī)定和解釋，以企業(yè)當期開發(fā)支出及無形資產增加額之和與研發(fā)投入總額的比值作為技術積累效率的代理變量。(2)技術積累規(guī)模(TA)。技術資產是企業(yè)重要的無形資產，其規(guī)模與企業(yè)技術能力密切相關。當前研究在考察企業(yè)技術資產規(guī)模時多以申請或授權的專利數(shù)量作為代理變量(劉小青和陳向東，2010)。需要指出的是，專利是衡量企業(yè)技術能力的典型代表，但企業(yè)擁有的技術并非僅包含各種專利，從上市企業(yè)財務報告附注的無形資產明細表中可以發(fā)現(xiàn)，企業(yè)的無形資產科目里包含大量專有或非專有的技術資產，這些不同的技術和專利共同構成了企業(yè)的技術資產。因此，本文借鑒以往文獻測度方法，選取無形資產中的專利、專有或非專有技術和軟件等的凈值(Mcgrattan 和Prescott，2009；郝穎等，2014；程惠芳和陸嘉俊，2014；王京和羅福凱，2017)來測算企業(yè)技術積累規(guī)模，具體計算方法為(專利+專有與非專有技術+軟件)凈值/總資產②企業(yè)的專有或非專有技術等技術類資產來源于其財務報告附注中的無形資產明細表，本文根據(jù)無形資產明細表中的技術資產科目進行了歸集。。

2. 自變量。企業(yè)管理者權力(Power)。管理者權力是一個綜合性指標，已有文獻主要從以下幾個方面進行考察：(1)董事會規(guī)模。董事會人數(shù)越多，形成統(tǒng)一決策的難度越大，管理者對董事會的控制力也就越低。因此，當樣本企業(yè)董事會規(guī)模超過其當年行業(yè)中位數(shù)時，該指標取值為1，反之為0。(2)兩職兼任。當樣本企業(yè)的董事長和總經理由同一人兼任時，企業(yè)決策制定權和決策控制權將過于集中，此時企業(yè)管理者權力較大。因此，當董事長和總經理由同一人兼任時，該指標取值為1，反之為0。(3)任職年限。就企業(yè)而言，總經理任職年限越長，對內部經營業(yè)務和行業(yè)市場競爭的熟悉程度越高，對企業(yè)經營決策的指導和控制能力越強，權威性也越大。因此，當企業(yè)總經理任職年限超過其當年行業(yè)中位數(shù)時，該指標取1，反之為0。(4)董事會獨立性。企業(yè)董事會中獨立董事比例越高，董事會決策受管理者影響的程度會相對越低，其獨立性和科學性越高。因此，當企業(yè)獨立董事比例高于其當年行業(yè)中位數(shù)時，該指標取1，反之為0。(5)教育背景?？偨浝磔^高的學歷背景不僅可以使其具備相應專業(yè)知識和技術能力，提高其決策的科學性；而且可以為總經理帶來聲譽，更有利于其被認可。因此，當總經理具有碩士及以上學歷時，該指標取1，反之為0。(6)是否具有高級職稱①本文所指的高級職稱大致包括高級經濟師、高級會計師、高級工程師、高級建筑師、高級國際商務師、兩院院士、教授、研究員和其他具有正高級職稱的技術人員。。一般認為，具有高級職稱的總經理具有更強的專業(yè)性，其專家權力通常越大。因此，當企業(yè)總經理具有高級職稱時，該指標取1，反之為0。(7)持股情況。若總經理持有本企業(yè)的股份，則其股東地位可能會使之在董事會決策中具有更強的控制力。由于我國企業(yè)管理層持股現(xiàn)象尚不普遍，總經理持股比例較小，本文以總經理是否持股作為代理指標予以衡量。當總經理持有本企業(yè)股份時，該指標為1，反之為0。(8)對外兼職狀況。能夠在外兼職的總經理通常被認為具有較高專業(yè)能力和社會聲望，掌握較多的社會關系資本和人脈，在行業(yè)內具有良好的聲譽。因此，當企業(yè)總經理在外兼職時，該指標取1，反之為0。在實證過程中，借鑒相關學者研究方法，對上述八個代理指標取主成分作為企業(yè)管理者權力的綜合性測算指標(Finkelstein，1992；權小鋒等，2010；楊興全等，2014)。

3. 控制變量。已有研究表明，企業(yè)技術積累要受企業(yè)和行業(yè)層面因素的影響(溫軍和馮根福，2012；羅福凱和王京，2016)。因此，本文在企業(yè)層面設置了企業(yè)規(guī)模、財務杠桿、盈利能力、現(xiàn)金能力、資產結構、人力資本規(guī)模、市場競爭、公司治理和產權性質等控制變量。此外，為控制行業(yè)差異和經濟政策等的影響，本文還設置了行業(yè)和年度虛擬變量。各變量定義見表1。

表1 變量名稱、定義與計算方法

（二）模型設計

基于上述分析，本文構建如下回歸模型考察企業(yè)管理者權力與企業(yè)技術積累效率及規(guī)模的關系：

在模型(1)中，△TC 代表企業(yè)技術積累效率，TA 代表企業(yè)技術積累規(guī)模，Power代表企業(yè)管理者權力，Control 代表企業(yè)規(guī)模、財務杠桿、盈利能力、現(xiàn)金能力、資產結構、人力資本規(guī)模、產品市場競爭、公司治理和產權性質等控制變量，ε 為模型的隨機誤差項。為盡量消除內生性問題的影響，主要控制變量均進行了滯后一期處理。

（三）樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文選取2009—2015 年我國滬深兩市A 股上市企業(yè)為研究樣本，在研究過程中遵循以下標準進行篩選：(1)剔除相關財務數(shù)據(jù)缺失和模糊不清的企業(yè)；(2)剔除樣本期間發(fā)生重大資產重組和主營業(yè)務發(fā)生變化的企業(yè)；(3)由于金融類企業(yè)資產結構和財務目標的特殊性，剔除了該類樣本；(4)鑒于ST 類企業(yè)經營目標的特殊性，剔除該類樣本；(5)為盡量消除異常值影響，將所有連續(xù)變量進行了上下1%分位的Winsorize處理。篩選后，共獲取2048 個樣本觀察值。由于我國尚無專門的企業(yè)技術積累和企業(yè)管理者權力數(shù)據(jù)庫，本文手工搜集了技術資產和管理者權力的相關數(shù)據(jù)。根據(jù)我國當前會計準則相關規(guī)定，企業(yè)技術積累的相關數(shù)據(jù)主要取自上市企業(yè)財務報告附注中無形資產明細的相關科目。管理者權力數(shù)據(jù)根據(jù)CSMAR 數(shù)據(jù)庫中管理層基本資料手工整理所得，部分缺失數(shù)據(jù)根據(jù)上市企業(yè)財務報告公開資料補充。其他財務數(shù)據(jù)主要來自CSMAR 數(shù)據(jù)庫。

五、實證結果及分析

（一）描述性統(tǒng)計

表2 報告了主要變量的描述性統(tǒng)計結果。由表2 可知，樣本企業(yè)的△TC 均值為0.0208，中位數(shù)為0.0138，標準差為0.0249，表明樣本企業(yè)技術積累效率不存在明顯差異；TA 均值為0.5660，中位數(shù)為0.0920，標準差為1.2293，表明樣本企業(yè)技術積累規(guī)模存在明顯差異。由于△TC 和TA 均為放大100 倍后的統(tǒng)計值，顯然樣本企業(yè)技術資產占總資產的比重較低，這也反映出我國企業(yè)技術水平有待提高。Power 均值為0.0026，中位數(shù)為-0.0148，標準差為0.5032，表明樣本企業(yè)管理者權力存在較大差異。從控制變量的統(tǒng)計結果來看，樣本企業(yè)的Size、Lev、EPS、CF 和HC 存在較為明顯的個體差異，而RTA 和HHI 的整體差異不明顯。此外，BDI 均值為0.5288，說明樣本中有約52.88%的企業(yè)獨立董事工作地點與企業(yè)所在地不一致，SOE 均值為0.5283，說明有約52.83%的企業(yè)實際控制人為國有性質。

表2 主要變量描述性統(tǒng)計

（二）基本回歸分析

表3 報告了模型的回歸結果。由表3 可知，在控制了其他因素的影響后，管理者權力對企業(yè)技術積累具有正向影響。根據(jù)模型(1)的檢驗結果，Power 的系數(shù)分別為0.0055 和0.1407，通過了10%和5%水平下的顯著性檢驗，表明管理者權力不僅可以提升企業(yè)技術積累效率，而且可以擴大企業(yè)技術積累規(guī)模。這說明出于薪酬契約、社會聲望和管理層防御等目的，具有決策權的管理者更有動機提高技術創(chuàng)新效率和優(yōu)化資產配置結構，對企業(yè)技術積累效率和規(guī)模產生積極影響。該結果為假說1 和假說2 提供了支持。

表3 企業(yè)管理者權力與企業(yè)技術積累的全樣本估計

（三）穩(wěn)健性檢驗

為驗證回歸結果的可靠性，本文進行了穩(wěn)健性檢驗。

1. 控制異方差問題

考慮到異方差對回歸結果的影響，本文進一步采用加權最小二乘法(WLS)重新對研究假設進行了回歸分析。

2. 企業(yè)管理者權力的其他度量方法

參考Finkelstein(1992)的研究思路，并借鑒權小鋒等(2010)及楊興全等(2014)對管理者權力的衡量方法，本文進一步以兩職兼任等四個管理者權力維度的算術平均值作為代理變量重新進行了檢驗。

3. 互為因果的內生性問題

作為企業(yè)財務決策的主要制定者和實際執(zhí)行者，管理者權力大小會對企業(yè)技術投資及其效率產生影響；但技術的專用性也可能誘發(fā)管理者防御的動機，即管理者有可能通過擴大技術投資來鞏固自身職位和權力。這意味著管理者權力和企業(yè)技術積累之間可能存在互為因果的關系。有鑒于此，本文參考王亮亮和王躍堂(2015)的研究思路，選取管理者人均薪酬的自然對數(shù)(Ivpay)和分年度分行業(yè)的管理者權力平均值(Ivpower)為工具變量，對內生性問題的干擾進行了考察。由表4 和表5 的回歸結果可知，本文的研究結論基本是穩(wěn)健的。

表4 穩(wěn)健性檢驗——異方差與變量替換

續(xù)表4

表5 穩(wěn)健性檢驗——工具變量

（四）作用機理分析——基于企業(yè)技術創(chuàng)新投資的視角

可以發(fā)現(xiàn)，企業(yè)管理者權力與企業(yè)技術積累正相關。然而，企業(yè)各類技術資產增加的基礎是其技術投資，尤其是企業(yè)的專利、專有和非專有技術及開發(fā)支出等無形資產，其形成和產出無不受制于企業(yè)技術創(chuàng)新投資(Feng 等，2013)。這意味著創(chuàng)新投資是企業(yè)技術積累的重要實現(xiàn)路徑。需要指出的是，技術創(chuàng)新投資往往屬于企業(yè)的戰(zhàn)略性投資，其投資決策不僅影響企業(yè)競爭能力，而且影響企業(yè)風險水平。管理者作為企業(yè)決策的主要參與者和實際執(zhí)行者，顯然會影響企業(yè)技術投資決策。一方面，有決策權的管理者可能傾向于增加技術投資(包括技術創(chuàng)新投資)，為企業(yè)新技術研究提供財務支持，提高企業(yè)技術獲取的可能性，以增強企業(yè)市場競爭能力，從而提高自身薪酬和社會聲望(王京和羅福凱，2017)；另一方面，考慮到研發(fā)行為的機密性和技術資產的資產專用性，增加創(chuàng)新投資可以為管理者提供盈余管理的空間(吳建祖等，2016；杜瑞和李延喜，2018)，而由此形成的研發(fā)產出可以增強其談判能力，有利于提升其職位安全程度。因此，具有決策權的管理者可能傾向于推動企業(yè)增加相關投資，從而為其技術積累提供財務基礎。有鑒于此，本文考察了企業(yè)技術創(chuàng)新投資在其中發(fā)揮的作用。借鑒中介效應的檢驗方法，本文選取企業(yè)創(chuàng)新投入作為代理變量(RD，企業(yè)當期研發(fā)投入/營業(yè)收入×100)，考察管理者權力影響企業(yè)技術積累的作用路徑。其具體檢驗模型如下：

表6 作用機理分析——技術創(chuàng)新投資

續(xù)表6

由表6 可知，在△TC 組里，模型(2)中Power 的系數(shù)為0.2190，在10%的水平下顯著；模型(3)中RD 的系數(shù)為0.0094，在1%的水平下顯著；模型(4)中Power 的系數(shù)為0.0026，未通過顯著性檢驗，而RD 的系數(shù)為0.0092，在1%的水平下顯著，綜合模型(1)～模型(4)可知，管理者權力能夠通過影響創(chuàng)新投入提高企業(yè)技術積累效率。在TA組里，模型(2)中Power 的系數(shù)為0.2316，在1%的水平下顯著；模型(3)中RD 的系數(shù)為0.1863，在1%的水平下顯著；模型(4)中Power 的系數(shù)為0.0744，未通過顯著性檢驗，而RD 的系數(shù)為0.1833，在1%的水平下顯著，綜合模型(1)～模型(4)可知，管理者權力通過影響創(chuàng)新投入擴大企業(yè)技術積累規(guī)模。這意味著具有決策權的管理者更具技術投資的積極性，從而為企業(yè)技術積累效率和規(guī)模擴大程度的提升提供了財務基礎。

（五）內外部環(huán)境的邊界效應——基于股權結構與企業(yè)稅負的進一步討論

作為環(huán)境系統(tǒng)的有機組成部分，企業(yè)運營和財務活動受制于其所處的內外部環(huán)境。管理者權力理論認為，根據(jù)內外部環(huán)境的變化及時做出決策或調整決策是管理者的職責，而管理者權力是企業(yè)管理者應對環(huán)境不確定性的基礎(Finkelstein，1992)。當前，我國正處于經濟轉型時期，新興加轉軌的特殊經濟發(fā)展特征使得企業(yè)組織機制和國家宏觀經濟政策呈現(xiàn)出較強的獨特性。這種組織結構和制度環(huán)境的獨特性可能導致企業(yè)管理者權力對企業(yè)技術積累的正向影響存在邊界。例如，我國上市企業(yè)中“一股獨大、一股獨占”現(xiàn)象的普遍存在，使得企業(yè)管理層決策及公司治理機制容易受控股大股東的影響；而我國企業(yè)所處的高稅負環(huán)境同樣對企業(yè)的投資決策和財務狀況產生了重要影響①詳見http://news.cnfol.com/guoneicaijing/20170301/24363636.shtml。。那么，在股權集中、稅負較重的現(xiàn)實背景下，內部治理環(huán)境與外部財稅環(huán)境是否會對企業(yè)管理者權力與企業(yè)技術積累的關系產生約束性影響呢？本文從股權結構和稅負承擔的角度出發(fā)，對其內外部環(huán)境的邊界作用進行了考察。

1. 內部治理環(huán)境的邊界效應——股權結構

股權結構是公司治理的基石，對企業(yè)管理者行為和財務決策具有重要影響。經典公司治理理論認為，股權集中可能會產生大股東控制等問題，影響內部治理環(huán)境的有效性。在我國資本市場中，第一大股東通常擁有較強的控制權(鄭國堅等，2013)，以資金占用等方式對上市企業(yè)進行利益侵占的自利性行為時有發(fā)生(葉康濤等，2007；鄭國堅等，2014)，而且一股獨大導致的大股東“壕溝防御效應”會使其產生縮減專用性投資的傾向，削弱管理層的投資和創(chuàng)新動機(Hoskisson 等，2002)。因此，內部治理環(huán)境可能會導致管理者權力對技術積累的正向作用存在邊界，即較高的股權集中程度可能對管理者權力與企業(yè)技術積累的正向關系產生約束。

有鑒于此，本文以第一大股東持股比例的年度行業(yè)均值為標準，分組討論了不同股權集中程度下管理者權力與企業(yè)技術積累的關系。由表7 可知，在高集中度組中，Power 的系數(shù)分別為0.0004 和0.1244，均未通過顯著性檢驗；而在低集中度組中，Power 的系數(shù)分別為0.0084 和0.1673，均通過了5%水平下的顯著性檢驗。這表明內部治理環(huán)境確實可能產生邊界效應：即相對于較低的股權集中度，當企業(yè)股權集中度較高時，控股大股東會基于風險規(guī)避動機排斥企業(yè)創(chuàng)新投資，對有決策權的管理者提高企業(yè)技術積累程度的行為產生約束作用。

表7 股權結構與企業(yè)稅負的異質性分析

2. 外部財稅環(huán)境的邊界效應——企業(yè)稅負

稅負作為一種強制性現(xiàn)金流出項目，會影響企業(yè)現(xiàn)金持有水平，對管理層投資決策產生約束作用。已有研究表明，更低的稅負水平有利于企業(yè)研發(fā)資本化(羅福凱和王京，2016)；稅收優(yōu)惠可以激勵企業(yè)進行研發(fā)資金和人員等要素投入(Hall 和 Van Reenen，2000)。事實上，對企業(yè)技術投資而言，更寬松的稅負環(huán)境不僅可以改善企業(yè)現(xiàn)金流狀況，為管理層的技術投資決策提供資金基礎(羅福凱和王京，2016)，還可以在一定程度上使政府間接承擔企業(yè)技術投資的成本和風險，緩解企業(yè)因技術半公共產品屬性導致的投資不足壓力，提高企業(yè)技術積累欲望。此外，作為一種宏觀調控工具，稅收政策具有信息傳遞和資源配置作用，對企業(yè)技術投資實施稅收減免，能夠促進生產要素流向技術創(chuàng)新領域，不僅可以為企業(yè)技術積累提供一個有利的環(huán)境，而且可以向企業(yè)管理層傳遞積極的信號。因此，外部財稅環(huán)境同樣可能會導致企業(yè)管理者權力對技術積累的正向作用存在邊界，即稅負水平越高，越可能對企業(yè)管理者權力與企業(yè)技術積累的正向關系產生約束。

有鑒于此，本文借鑒吳聯(lián)生(2009)及羅福凱和王京(2016)等的研究思路，以實際所得稅率(實際所得稅額/利潤總額)的年度行業(yè)均值為標準，分組考察了不同稅負水平下管理者權力與企業(yè)技術積累的關系。由表7 可知，在高稅負組中，Power 的系數(shù)分別為0.0010 和0.0685，均未通過顯著性檢驗；而在低稅負組中，Power 的系數(shù)分別為0.0092 和0.2155，分別通過了5%和1%水平下的顯著性檢驗。這表明外部財稅環(huán)境確實可能產生邊界效應：即與高稅負相比，對企業(yè)實施稅收優(yōu)惠可以使政府與企業(yè)共擔技術創(chuàng)新的風險與成本，激發(fā)具有決策權的管理者增加技術投資，提高企業(yè)技術積累的積極性。

六、結論與政策建議

本文采用滬深兩市A 股上市企業(yè)2009—2015 年度的統(tǒng)計數(shù)據(jù)，在理論分析的基礎上實證檢驗了企業(yè)管理者權力與企業(yè)技術積累的關系，考察了企業(yè)管理者權力影響企業(yè)技術積累的作用路徑，并基于經濟環(huán)境考察了股權結構和企業(yè)稅負等內外部環(huán)境因素對二者關系產生的邊界效應。本研究發(fā)現(xiàn)：(1)企業(yè)管理者權力與企業(yè)技術積累效率及其規(guī)模正相關；(2)企業(yè)管理者權力通過創(chuàng)新投入影響企業(yè)技術積累；(3)當前的我國企業(yè)的股權結構和企業(yè)稅負對管理者權力與技術積累的正向關系具有邊界效應：較高的股權集中度和企業(yè)稅負水平會對企業(yè)管理者權力與企業(yè)技術積累的正向關系產生約束作用。

本文的研究對探索我國經濟轉軌時期企業(yè)管理層治理與企業(yè)技術投資決策具有實踐意義?；谏鲜鲅芯拷Y論，本文衍生出如下政策建議。

首先，保障企業(yè)技術創(chuàng)新和市場交易的主體地位。技術競爭是現(xiàn)代企業(yè)間競爭的基礎，加大技術投資，提高自身技術水平，企業(yè)才能在市場競爭中占據(jù)優(yōu)勢。因此，決策部門應為企業(yè)技術投資提供良好的制度和市場基礎。一方面，通過完善知識產權保護制度來提高企業(yè)技術投資的積極性；另一方面，通過構建完善的技術交易市場和生產要素市場為企業(yè)技術交易與研發(fā)提供平臺和媒介。與歐美發(fā)達國家相比，我國企業(yè)的技術水平仍然不高，保障企業(yè)的技術創(chuàng)新和技術交易的主體地位，是提高企業(yè)技術積累水平的重要基礎。

其次，繼續(xù)優(yōu)化企業(yè)管理層治理機制。良好的企業(yè)管理層治理機制可以對企業(yè)管理者進行有效監(jiān)督和激勵，在降低“內部人控制”風險的同時提高企業(yè)管理者權力的有效性，促使其決策動機趨同于企業(yè)長期發(fā)展目標。當前，技術研發(fā)活動的復雜性和專業(yè)性要求企業(yè)給予管理者充分的自主權和決策權。因此，企業(yè)應在向其管理者充分放權，發(fā)揮其專業(yè)能力的同時，積極優(yōu)化公司治理機制，為其權力發(fā)揮提供良好的內部環(huán)境。 最后，完善股權結構和財稅環(huán)境。決策部門應完善企業(yè)股權制度和稅收政策，一方面引導企業(yè)優(yōu)化股權結構，提高股權治理的效率；另一方面加大對企業(yè)技術創(chuàng)新的稅收優(yōu)惠或減免力度，為企業(yè)的技術積累提供制度和政策支持，減少其技術投資決策面臨的內外部環(huán)境不確定性。