決策權(quán)集中的激勵效應(yīng)

【關(guān)鍵詞】 決策權(quán)集中; 兩職合一; 風(fēng)險承擔(dān); 激勵效應(yīng)

【中圖分類號】 F272.3? 【文獻標識碼】 A? 【文章編號】 1004-5937（2022）06-0002-09

一、引言

根據(jù)Fama and Jensen[ 1 ]的研究，企業(yè)的決策過程可以分為提議、審批、執(zhí)行和監(jiān)督四個環(huán)節(jié)。其中提議和執(zhí)行被視為決策管理權(quán)，審批和監(jiān)督則被視為決策控制權(quán)。長期以來，如何配置企業(yè)的決策管理權(quán)和決策控制權(quán)始終是公司治理領(lǐng)域的核心話題。從董事會的監(jiān)督職能出發(fā)，大量文獻認為，董事長和總經(jīng)理兩職合一的集權(quán)結(jié)構(gòu)違背了控制權(quán)和管理權(quán)分離的原則，不利于董事會監(jiān)督擁有自利動機的管理層，會導(dǎo)致管理層權(quán)力膨脹，帶來更嚴重的代理問題。然而，中國上市公司采取決策權(quán)集中的比例卻由2003年的大約12%增加至2017年的大約30%。

究竟是什么原因促使企業(yè)選擇決策權(quán)集中呢？Brickley et al.[ 2 ]提出，決策權(quán)集中可能成為企業(yè)治理實踐中對管理者的一種非物質(zhì)激勵。根據(jù)組織行為理論，個體不僅存在物質(zhì)方面的需求，而且存在高層次的多種精神需求。決策權(quán)集中能通過滿足管理者對成就感、榮譽感以及自我價值實現(xiàn)等精神層面的需求，更徹底地激發(fā)管理者的工作責(zé)任感和努力程度，最終優(yōu)化決策并實現(xiàn)企業(yè)的價值增值?；诖?，本文試圖從企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)的視角探討決策權(quán)集中的激勵效應(yīng)。

風(fēng)險承擔(dān)反映的是企業(yè)投資決策中對投資項目的選擇情況，強調(diào)管理者要著眼于企業(yè)的長遠發(fā)展以價值最大化為目標選擇投資項目，不能為了追求短期利益而放棄那些具有風(fēng)險性的價值增值項目[ 3 ]。理論上，如果決策權(quán)集中對管理者具有重要的激勵效應(yīng)，那么將弱化管理者的短視行為進而提升企業(yè)的風(fēng)險承擔(dān)。本文的邊際貢獻體現(xiàn)在：第一，基于中國現(xiàn)實，從風(fēng)險承擔(dān)及其經(jīng)濟后果的視角為決策權(quán)集中的激勵效應(yīng)提供了新的實證證據(jù)，并在產(chǎn)權(quán)性質(zhì)方面揭示了該效應(yīng)的異質(zhì)性。第二，不同于現(xiàn)有文獻主要關(guān)注股權(quán)結(jié)構(gòu)、高管薪酬等內(nèi)部機制對企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)的影響，本文從決策權(quán)配置視角為企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)的影響因素提供了新的解釋。第三，有助于更恰當(dāng)?shù)乩斫猱?dāng)前企業(yè)在決策權(quán)配置方面的治理實踐，對中國企業(yè)構(gòu)建有效的治理機制以實現(xiàn)高質(zhì)量發(fā)展具有重要的現(xiàn)實啟示。

二、理論分析與研究假設(shè)

（一）決策權(quán)配置的經(jīng)濟后果

從董事會的監(jiān)督職能出發(fā)，傳統(tǒng)觀點認為決策權(quán)集中會導(dǎo)致管理層凌駕于董事會之上，虛化企業(yè)的內(nèi)部控制制度。此時，董事會不再具備應(yīng)有的獨立性，無法有效監(jiān)督管理層的經(jīng)營決策，使管理層權(quán)力過度膨脹進而強化管理層實施自利行為的動機，甚至為其尋求自利提供了便利[ 1 ]。基于該邏輯，Goyal and Park[ 4 ]以及盧銳等[ 5 ]分析了決策權(quán)集中與管理者自利行為之間的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)兩職合一企業(yè)的CEO薪酬和高管在職消費顯著更高，且CEO變更與企業(yè)業(yè)績的敏感性更低。采用中國國有企業(yè)的數(shù)據(jù)，F(xiàn)irth et al.[ 6 ]也發(fā)現(xiàn)在那些剛剛觸及邊際利潤線的企業(yè)，兩職合一會降低總經(jīng)理被更換的概率。Kamarudin et al.[ 7 ]則發(fā)現(xiàn)，兩職合一通過降低審計委員會的有效性而對企業(yè)盈余質(zhì)量產(chǎn)生了消極影響。Duru et al.[ 8 ]、Tang[ 9 ]以及Aktas et al.[ 10 ]更是直接為兩職合一損害企業(yè)內(nèi)部資本配置效率并降低企業(yè)績效提供了證據(jù)。

然而，Brickley et al.[ 2 ]認為，將董事長和總經(jīng)理的決策權(quán)分離也會為企業(yè)帶來諸多潛在的成本。例如，董事長的代理成本、信息傳遞和溝通成本、經(jīng)營決策中協(xié)調(diào)意見分歧的成本以及董事長和總經(jīng)理的更換成本等，這些潛在的成本可能會遠遠超過決策權(quán)分離所獲得的收益，決策權(quán)集中能夠減少甚至避免這些潛在成本。通過決策權(quán)集中可強化管理者的權(quán)力，增加管理者的權(quán)威，減少企業(yè)決策過程中的意見分歧，使經(jīng)營決策更加統(tǒng)一、高效，進而降低信息傳遞和意見協(xié)調(diào)等成本，優(yōu)化決策效率[ 11 ]。

更重要的是，決策權(quán)集中可能成為對管理者的一種有效激勵。董事會的監(jiān)督固然是緩解管理者和所有者之間利益沖突的一種重要機制，但適當(dāng)?shù)募钜彩谴偈构芾碚呃媾c所有者趨于一致的有效治理手段[ 12 ]。組織行為理論認為，個體的需求存在多個層次，相應(yīng)地，治理實踐中給予管理者的激勵也應(yīng)當(dāng)是多方面的。貨幣薪酬、股票期權(quán)等激勵手段滿足的主要是管理者基本的物質(zhì)需要，除此之外，決策權(quán)集中可能是所有者對管理者信任和能力肯定的一種體現(xiàn)[ 13 ]。通過決策權(quán)集中滿足管理者對成就感、榮譽感以及自我價值實現(xiàn)等高層次的精神需求，能更深入地激發(fā)管理者的工作責(zé)任感并提升其工作努力度。

（二）決策權(quán)集中與企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)

風(fēng)險承擔(dān)反映的是企業(yè)投資決策過程中對投資項目的選擇。根據(jù)凈現(xiàn)值法則，為了最大化企業(yè)價值和股東財富，企業(yè)應(yīng)當(dāng)選擇所有預(yù)期凈現(xiàn)值為正的投資項目[ 3 ]。但管理者往往會基于風(fēng)險規(guī)避的考慮放棄那些風(fēng)險高但有助于企業(yè)價值增值的投資機會。其中，委托代理關(guān)系下的代理問題是管理者風(fēng)險規(guī)避的重要原因。根據(jù)代理理論，管理者為了確保職業(yè)生涯的穩(wěn)定性或者獲取更多的閑暇時間，極可能采取偷懶、減少工作量等懈怠行為以規(guī)避風(fēng)險[ 14 ]。同時，在激勵不足或過度重視短期物質(zhì)激勵的情況下，管理者會更少關(guān)注企業(yè)的長期發(fā)展而采取更嚴重的短視行為。管理者短視行為反映在投資決策方面便是減少長期性、風(fēng)險性的投資項目。

相應(yīng)地，決策權(quán)集中對管理者的風(fēng)險規(guī)避存在兩種相反的可能影響。一方面，從董事會的監(jiān)督職能出發(fā)，決策權(quán)集中將降低董事會的獨立性，不利于董事會對管理層經(jīng)營決策的監(jiān)督，助長管理層在投資決策中的風(fēng)險規(guī)避動機。同時，決策權(quán)集中還可能導(dǎo)致管理層的權(quán)力膨脹，便于管理者在經(jīng)營決策中通過工作懈怠、短視行為等尋求個人私利，為管理層投資決策中的風(fēng)險規(guī)避提供更多機會[ 4，10 ]。另一方面，從對管理者的激勵需求出發(fā)，決策權(quán)集中也可能成為激勵管理者的有效手段[ 2 ]。通過賦予管理者更豐富的決策權(quán)，滿足管理者對成就、榮譽等高層次的精神需求，強化管理者的工作責(zé)任感和工作熱情，進而為其風(fēng)險承擔(dān)和創(chuàng)新自由度提供更多動力[ 15 ]。更集中的權(quán)力也能增強管理者的權(quán)威，保證企業(yè)投資決策的清晰、統(tǒng)一和高效，避免決策權(quán)分離可能帶來的意見分歧，進而減少意見分歧情境下由于協(xié)調(diào)或妥協(xié)而導(dǎo)致的風(fēng)險規(guī)避行為。

為此，本文提出如下對立假設(shè)：

假設(shè)1A：其他條件一定的情況下，決策權(quán)集中能顯著提升企業(yè)的風(fēng)險承擔(dān)。

假設(shè)1B：其他條件一定的情況下，決策權(quán)集中會顯著降低企業(yè)的風(fēng)險承擔(dān)。

（三）產(chǎn)權(quán)性質(zhì)與決策權(quán)集中的激勵效應(yīng)

由于所有者缺位和薪酬管制等原因，國有企業(yè)對管理者的監(jiān)督和激勵機制更加趨于低效[ 16 ]。此時，如果給予管理者過于集中的權(quán)力，可能帶來“內(nèi)部人控制”問題，便于管理者在經(jīng)營過程中尋求個人私利。因此，監(jiān)管部門始終基于分權(quán)的思路強調(diào)國有企業(yè)的決策權(quán)安排。如2008年發(fā)布的《中華人民共和國企業(yè)國有資產(chǎn)法》第二十五條明確規(guī)定：“未經(jīng)履行出資人職責(zé)的機構(gòu)同意，國有獨資公司的董事長不得兼任經(jīng)理。未經(jīng)股東會、股東大會同意，國有資本控股公司的董事長不得兼任經(jīng)理?！?/p>

正因為國有企業(yè)與民營企業(yè)所面臨的代理問題以及公司內(nèi)部治理模式都存在差異，決策權(quán)集中對企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)的影響在兩類企業(yè)之間可能具有重要的異質(zhì)性。首先，在轉(zhuǎn)型經(jīng)濟階段，國有企業(yè)承擔(dān)著諸如保證就業(yè)率、維持社會穩(wěn)定以及執(zhí)行政府產(chǎn)業(yè)政策等多重社會職能，使得企業(yè)投資決策并不總是遵循價值最大化的經(jīng)營目標。同時，基于國有資產(chǎn)保值增值的需要，政府對國有企業(yè)經(jīng)營仍有一定的干預(yù)，企業(yè)的諸多決策尤其是重大投資決策仍受到國資委等相關(guān)國有資產(chǎn)管理部門的嚴格監(jiān)管。在此背景下，董事長和總經(jīng)理等決策權(quán)分離與否對管理者在國有企業(yè)投資決策過程中的風(fēng)險選擇行為影響有限。其次，不同于民營企業(yè)的管理者往往來自經(jīng)理人市場或者直接由控股股東委派，國有企業(yè)的管理者主要來自政府的行政任命[ 17 ]，這使得行政晉升成為國有企業(yè)管理者除薪酬福利以外非常重要的一種激勵機制。相比于行政晉升激勵，企業(yè)內(nèi)部決策權(quán)的兩職合一安排對國有企業(yè)管理者的激勵程度要弱得多。

為此，本文提出如下研究假設(shè)：

假設(shè)2：其他條件一定的情況下，決策權(quán)集中對國有企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)的影響顯著更弱。

三、研究設(shè)計

（一）樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文的初始研究樣本是2007—2017年中國滬深A(yù)股的所有上市公司，剔除金融行業(yè)、資產(chǎn)負債率大于1以及主要變量數(shù)據(jù)存在缺失的樣本，最終獲得24 056個樣本觀測值，并在1%和99%的水平上對主要的連續(xù)財務(wù)變量進行了Winsorize處理，以緩解極端值對檢驗結(jié)果的可能影響。檢驗所使用的決策權(quán)集中數(shù)據(jù)和管理者個人數(shù)據(jù)主要來自CSMAR數(shù)據(jù)庫，其他的企業(yè)財務(wù)數(shù)據(jù)來自WIND數(shù)據(jù)庫。

（二）模型設(shè)定與變量定義

為了檢驗本文的研究假設(shè)1，將回歸模型設(shè)定為：

Risktakingit=？琢+？茁1Dualit+？茁'2Xit+？著it （1）

在模型（1）中，被解釋變量Risktaking表示企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)，根據(jù)劉振杰等[ 18 ]的方法，以企業(yè)研發(fā)支出（Rrd）和資本投資（Invest）予以衡量。Rrd定義為企業(yè)當(dāng)年的研發(fā)支出除以期末總資產(chǎn)，Invest定義為（企業(yè)購建固定資產(chǎn)、無形資產(chǎn)及其他長期資產(chǎn)的支出-處置固定資產(chǎn)、無形資產(chǎn)和其他長期資產(chǎn)收回的現(xiàn)金凈額）/企業(yè)期末總資產(chǎn)。

解釋變量Dual表示企業(yè)決策權(quán)配置，根據(jù)Brickley et al.[ 2 ]和朱滔、丁友剛[ 19 ]等的方法，以企業(yè)兩職設(shè)置情況予以衡量。如果企業(yè)當(dāng)年度董事長和總經(jīng)理兩職合一，將其定義為決策權(quán)集中，變量Dualit取值為1，否則取值為0。

X代表一系列控制變量，主要包括以下反映企業(yè)特征和高管個人特征的因素：（1）企業(yè)規(guī)模（Size），定義為企業(yè)期末資產(chǎn)總額的自然對數(shù);（2）資產(chǎn)負債率（Leverage），定義為企業(yè)總負債除以總資產(chǎn);（3）企業(yè)業(yè)績（Roa），定義為企業(yè)的凈資產(chǎn)利潤率;（4）成長狀況（Gsales），定義為企業(yè)營業(yè)收入的同期增長率;（5）企業(yè)成立年限（Fage），定義為企業(yè)成立年限的自然對數(shù);（6）第一大股東持股比例（Fholder）;（7）獨立董事比例（Rinde），定義為企業(yè)獨立董事占董事會人數(shù)的比例;（8）董事長性別（Cgenderd），如果董事長性別為女，取值為1，否則取值為0;（9）董事長年齡（Cage），定義為董事長年齡的自然對數(shù)。除此之外，模型中還設(shè)置了企業(yè)行業(yè)（Industry）和年度（Year）虛擬變量。

針對假設(shè)2，為了厘清企業(yè)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)對決策權(quán)集中激勵效應(yīng)的影響，根據(jù)企業(yè)實際控制人的性質(zhì)，將全樣本分成國有企業(yè)和非國有企業(yè)兩個子樣本組，再分別采用模型（1）開展相關(guān)檢驗。

（三）描述性統(tǒng)計特征

表1報告了主要變量的描述性統(tǒng)計特征。企業(yè)研發(fā)支出占期末總資產(chǎn)比例的均值和最大值分別為0.0135和0.0800，表明樣本企業(yè)的平均研發(fā)支出比例和最大比例為1.35%和8%。變量Invest的均值和最大值分別為0.0497和0.6418，表明資本投資占企業(yè)總資產(chǎn)的比例平均為4.97%，最大則達到64.18%。變量Dual的均值為0.2474，表明整個樣本期間內(nèi)有24.74%的上市公司采用了集權(quán)方式安排企業(yè)決策權(quán)。相應(yīng)地，瑞典上市公司2005—2009年間的這一比例大約為11.7%[ 20 ]，而美國上市公司1997—2015年間的這一比例則超過61%[ 12 ]。

四、檢驗結(jié)果與分析

（一）決策權(quán)集中與企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)

表2列示了決策權(quán)集中與企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)之間關(guān)系的檢驗結(jié)果。列（1）—（3）以研發(fā)支出占企業(yè)期末總資產(chǎn)的比例為被解釋變量，列（4）—（5）以資本投資占企業(yè)資產(chǎn)總額的比例為被解釋變量。數(shù)據(jù)顯示，無論是否在模型中加入反映企業(yè)財務(wù)和治理特征以及反映董事長個人特征的控制變量，Dual的系數(shù)始終在1%的水平上高度顯著為正。這表明，相對于將董事長和總經(jīng)理的決策權(quán)分離企業(yè)而言，那些決策權(quán)集中的企業(yè)擁有顯著更高水平的研發(fā)支出和資本投資。在經(jīng)濟影響方面，根據(jù)列（3）和列（6），決策權(quán)集中企業(yè)總體上比決策權(quán)分離企業(yè)在研發(fā)支出和資本投資上分別要高出平均值的14.07%和14.29%。表2的結(jié)果驗證了激勵效應(yīng)視角下有關(guān)決策權(quán)集中影響企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)的分析邏輯，為假設(shè)1A提供了實證支持。

（二）產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、決策權(quán)集中與企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)

針對假設(shè)2，將全樣本分為非國有企業(yè)和國有企業(yè)兩個子樣本，再分別使用模型（1）進行檢驗，以揭示決策權(quán)集中對企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)的作用在不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)企業(yè)可能存在差異。結(jié)果報告于表3，被解釋變量仍然是企業(yè)研發(fā)支出和資本投資?？梢园l(fā)現(xiàn)，在列（1）和列（2）針對非國有企業(yè)的回歸結(jié)果中，變量Dual的系數(shù)估計值分別為0.0019和0.0065，均在1%的水平上顯著為正。然而，在后兩列針對國有企業(yè)的回歸結(jié)果中，變量Dual的系數(shù)估計值僅為0.0004和0.0013，不僅取值遠小于前兩列，更重要的是均不具有統(tǒng)計意義上的顯著性。這表明，決策權(quán)集中對企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)行為的影響主要存在于非國有企業(yè)，國有企業(yè)的總經(jīng)理兼任董事長并不能提升企業(yè)的風(fēng)險承擔(dān)水平，從而驗證了假設(shè)2。

（三）穩(wěn)健性檢驗

1.內(nèi)生性問題

模型可能存在的內(nèi)生性問題會影響研究結(jié)論，例如擁有更高水平研發(fā)支出和資本投資需求的企業(yè)可能更傾向于選擇集中模式配置決策權(quán)。為此，本文通過Heckman兩階段模型和PSM選擇配對樣本檢驗決策權(quán)集中對企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)的影響。

Heckman兩階段模型。首先，在第一階段的回歸中，模型以決策權(quán)集中Dual為被解釋變量，以總經(jīng)理的年齡Mage為外生解釋變量，同時加入模型（1）的所有控制變量進行Probit回歸。Mage具體定義為總經(jīng)理年齡的自然對數(shù)。在邏輯上，年長的總經(jīng)理由于職業(yè)經(jīng)驗更豐富的優(yōu)勢更可能兼任董事長。額外檢驗發(fā)現(xiàn)，在控制了企業(yè)的財務(wù)、治理特征以及董事長性別和年齡等變量后，總經(jīng)理的年齡對研發(fā)投入和資本投資不具有顯著影響。其次，根據(jù)第一階段的回歸結(jié)果，計算包含可能的自選擇信息的逆米爾斯比率Lambda。最后，將Lambda作為控制變量加入模型（1）中重新進行回歸。

表4報告了Heckman兩階段模型的檢驗結(jié)果。列（1）是第一階段的回歸結(jié)果，外生解釋變量Mage在1%的水平上與Dual顯著正相關(guān)，表明年齡相對更大的總經(jīng)理兼任董事長的可能性更高。不同的是，董事長的年齡卻與變量Dual在1%的水平上顯著負相關(guān)，反映出董事長年齡越大越不可能同時兼任總經(jīng)理職務(wù)。列（2）和列（3）是第二階段的回歸結(jié)果。其中，反映自選擇效應(yīng)的變量Lambda均在10%的水平上顯著為正，說明決策權(quán)集中與企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)之間的確存在自選擇問題。在控制了這種自選擇效應(yīng)后，變量Dual仍然都在1%的水平上顯著為正，系數(shù)估計值分別為0.0018和0.0079，這與表2基本一致，表明決策權(quán)集中企業(yè)擁有顯著更高的研發(fā)支出和資本投資。

PSM選擇配對樣本。為了避免決策權(quán)集中和決策權(quán)分離兩類企業(yè)在一些主要財務(wù)或治理特征方面存在較大異質(zhì)性對前述研究結(jié)論的影響，這里采用傾向得分匹配法（PSM）對檢驗樣本進行匹配。首先，通過Probit回歸計算得到每個樣本企業(yè)是否選擇決策權(quán)集中的傾向得分。其中，回歸模型的被解釋變量為Dual，解釋變量包括企業(yè)規(guī)模（Size）、資產(chǎn)負債率（Leverage）、企業(yè)成立年限（Fage）、第一大股東持股比例（Fholder）、銷售收入增長率（Gsales）、總資產(chǎn)利潤率（Roa）以及行業(yè)虛擬變量。匹配時處理組和對照組之間所允許的最大距離為0.05，最后得到的有效樣本觀測值為11 867。其次，以配對后的樣本采用模型（1）進行檢驗。表5的列（1）和列（2）是針對全樣本的回歸，列（3）—（6）是針對民營企業(yè)和國有企業(yè)兩個子樣本組的回歸。從列（1）到列（4），變量Dual的系數(shù)始終在1%的水平上顯著為正，但列（5）和列（6）中Dual的系數(shù)仍然不顯著。這表明即使通過傾向得分法匹配樣本緩解兩類企業(yè)在財務(wù)特征方面可能的異質(zhì)性后，決策權(quán)集中仍然對研發(fā)支出和資本投資等企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)行為具有顯著的積極影響，且這種影響主要存在于民營企業(yè)。

2.對風(fēng)險承擔(dān)的其他衡量

研發(fā)活動往往具有長期性、持續(xù)性的特點，這里進一步以企業(yè)當(dāng)年和未來兩年共三年的研發(fā)支出均值除以當(dāng)年營業(yè)總收入衡量風(fēng)險承擔(dān)。同時，直接以企業(yè)當(dāng)期“購建固定資產(chǎn)、無形資產(chǎn)及其他長期資產(chǎn)的支出”除以總資產(chǎn)衡量資本投資，相應(yīng)的檢驗結(jié)果報告于表6。類似地，模型中加入了前述所有控制變量以及行業(yè)、年份效應(yīng)。列（1）和列（2）是針對全樣本的檢驗，此時變量Dual的系數(shù)分別為0.0019和0.0064，均在1%的水平上顯著為正。列（3）和列（4）是針對非國有企業(yè)的檢驗，變量Dual的系數(shù)也在1%的水平上顯著為正。同樣地，變量Dual的系數(shù)在國有企業(yè)子樣本組中仍不顯著。

3.適當(dāng)調(diào)整研究樣本

參考朱滔和丁友剛[ 20 ]的方法，為了去除樣本期間新上市公司帶來的影響，本文進一步刪除了2007年以后上市的公司，僅以2007年以前上市公司為樣本，檢驗決策權(quán)集中對企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)的影響。此時，樣本觀測值為15 009個。表7的回歸數(shù)據(jù)顯示，變量Dual的系數(shù)在列（1）—（4）中分別在5%、10%、1%的水平上顯著為正，但在列（5）和列（6）的國有企業(yè)子樣本中不顯著，進而為本文的假設(shè)1A和假設(shè)2提供了比較穩(wěn)健的實證證據(jù)。

五、拓展性分析

前述研究發(fā)現(xiàn)，決策權(quán)集中有助于促進企業(yè)的研發(fā)支出和資本投資等風(fēng)險承擔(dān)行為。那么，這種風(fēng)險承擔(dān)促進效應(yīng)究竟體現(xiàn)的是決策權(quán)集中的激勵作用還是管理層對其尋求私利行為的一種掩蓋？具有更高不確定性的投資項目不利于對管理層的監(jiān)督，如果更高的研發(fā)支出和資本投資是管理者尋求私利的手段或?qū)ζ鋵に降难谏w，那么這些風(fēng)險承擔(dān)行為不會為企業(yè)帶來積極的經(jīng)濟后果。為此，本文進一步分析決策權(quán)集中對企業(yè)專利申請和專利授權(quán)的影響。

專利申請和專利授權(quán)是企業(yè)創(chuàng)新性活動的產(chǎn)出，考慮到創(chuàng)新活動從投入到產(chǎn)出需要一定的時間，所以表8的被解釋變量除了企業(yè)當(dāng)期的專利申請數(shù)量和對應(yīng)的授權(quán)比例以外，還包括未來兩期的專利申請數(shù)量和授權(quán)比例。其中，專利申請定義為Ln（專利申請數(shù)量+1），專利授權(quán)比例定義為某年度申請的專利截至目前的授權(quán)比例。從表8可以看出，變量Dual的系數(shù)從列（1）至列（4）分別在1%或5%的水平上顯著為正，表明決策權(quán)集中企業(yè)比分權(quán)企業(yè)具有顯著更多的專利申請數(shù)量和更高的專利授權(quán)比例。

六、結(jié)語

本文以2007—2017年中國滬深上市公司為研究對象，分析和檢驗決策權(quán)集中對企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)的影響。采用研發(fā)支出和資本投資衡量企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)，檢驗發(fā)現(xiàn)，決策權(quán)集中有助于提升企業(yè)的研發(fā)支出和資本投資等風(fēng)險性投資活動。由于國有企業(yè)的經(jīng)營決策受到政府的一定干預(yù)，且國有企業(yè)管理者更多來自行政任命，較強的晉升激勵會弱化決策權(quán)集中的激勵作用，使得決策權(quán)集中的風(fēng)險承擔(dān)提升效應(yīng)主要存在于非國有企業(yè)。在經(jīng)濟后果方面，決策權(quán)集中企業(yè)比分權(quán)企業(yè)擁有顯著更多的專利申請數(shù)量和更高的專利授權(quán)比例。

上述研究結(jié)果表明，決策權(quán)集中并不必然會通過弱化董事會的監(jiān)督而阻礙企業(yè)發(fā)展，它也可能成為公司治理實踐中對管理者的一種有效激勵，從而基于中國新興市場的制度背景為Brickley et al.[ 2 ]有關(guān)決策權(quán)集中激勵效應(yīng)的分析提供了新的實證證據(jù)。本文的研究不僅拓展和深化了決策權(quán)結(jié)構(gòu)經(jīng)濟后果和企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)影響因素的相關(guān)研究，而且有助于更全面深入地理解當(dāng)前上市公司在董事長和總經(jīng)理決策權(quán)配置方面的治理實踐，并為企業(yè)結(jié)合現(xiàn)實制度環(huán)境構(gòu)建具有中國特色的有效治理機制以實現(xiàn)高質(zhì)量發(fā)展帶來現(xiàn)實啟示。

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