管理層權(quán)力與企業(yè)創(chuàng)新投入的關(guān)系研究

韓玉　徐惠珍

摘要：通過深入研究我國創(chuàng)業(yè)板上市公司管理層權(quán)力與創(chuàng)新投入之間的關(guān)系，可以在優(yōu)化管理層權(quán)力結(jié)構(gòu)的同時促進(jìn)創(chuàng)業(yè)板可持續(xù)發(fā)展?；诠芗依碚摚芾韺釉谶M(jìn)行投資決策時傾向于發(fā)揮“管家精神”，做出對企業(yè)未來有利的決策。在此基礎(chǔ)之上，管理層權(quán)力對企業(yè)創(chuàng)新投入具有正向的內(nèi)部治理效應(yīng)，而且從異質(zhì)管理層權(quán)力視角來看，管理層正式權(quán)力對企業(yè)創(chuàng)新投入的促進(jìn)作用比管理層非正式權(quán)力的促進(jìn)作用更大。

關(guān)鍵詞：管理層權(quán)力;企業(yè)創(chuàng)新投入;正式權(quán)力;非正式權(quán)力

一、引言

在中國的經(jīng)濟(jì)增長呈現(xiàn)“新常態(tài)”的背景之下，“創(chuàng)新”一詞逐漸走進(jìn)社會公眾的視野，一度成為學(xué)術(shù)研究的焦點話題。黨的十九大報告中提出要“加快建設(shè)創(chuàng)新型國家”，報告中有50余次提及創(chuàng)新。據(jù)國家統(tǒng)計局?jǐn)?shù)據(jù)記載，2019年我國研發(fā)經(jīng)費支出與2015年相比上升了56.27%，研發(fā)人員的數(shù)量增比27.72%。雖然在全面推進(jìn)創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展的戰(zhàn)略背景之下，我國企業(yè)的研發(fā)投入和研發(fā)產(chǎn)出呈現(xiàn)穩(wěn)步增長趨勢，但是與發(fā)達(dá)國家相比，創(chuàng)新能力仍存在差距。尤其是研發(fā)需求與研發(fā)強(qiáng)度相較其他板塊較高的創(chuàng)業(yè)板，其產(chǎn)品實現(xiàn)創(chuàng)新后預(yù)期帶來的經(jīng)濟(jì)效益是傳統(tǒng)企業(yè)無法相比的。因此創(chuàng)業(yè)板上市公司能否增強(qiáng)創(chuàng)新活力對國家的整體經(jīng)濟(jì)發(fā)展意義重大。

管理層作為創(chuàng)新投資戰(zhàn)略的決策者與實際執(zhí)行者，對企業(yè)制定戰(zhàn)略和資源配置有著至關(guān)重要的作用。早期國內(nèi)外學(xué)者主要從管理層的特征方面展開研究，如管理層任期、高管年齡、管理層持股等。然而，基于組織理論，權(quán)力作為戰(zhàn)略選擇的核心，要想更加明了組織的運行過程且預(yù)測其戰(zhàn)略決策必須充分了解管理層權(quán)力。管理層權(quán)力是在企業(yè)內(nèi)部治理存在缺陷、外部監(jiān)督機(jī)制未有效實施的情況下，管理層表現(xiàn)出的超出職位所賦予的控制權(quán)從而實現(xiàn)自身愿景的能力（權(quán)小鋒等，2010）。在某些情況下，管理層權(quán)力所表現(xiàn)出的控制權(quán)可以直接影響企業(yè)的一些重大投資決策。從代理理論來看，兩權(quán)分離下經(jīng)理人為了實現(xiàn)“自我效用最大化”，在決策時往往選擇風(fēng)險規(guī)避的方式來保持其財富和地位的穩(wěn)定性，權(quán)力越大風(fēng)險規(guī)避的傾向越嚴(yán)重（Wright等，1996）。創(chuàng)新行為雖然能使企業(yè)在長期獲得超額利潤，但考慮到其收益不確定性大的特點且前期需要投入較多的人力與財力可能造成短期虧損，因此為了規(guī)避風(fēng)險高管會利用自身權(quán)力對董事會施加影響，以減少創(chuàng)新投入（Fama和Jensen，1983）。從管家理論來看，管理層權(quán)力的提升有助于發(fā)揮管家精神（王楠等，2017），高管權(quán)力對企業(yè)創(chuàng)新投入具有促進(jìn)作用（趙毅等，2016），即隨著管理層權(quán)力的不斷增大，企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新投入強(qiáng)度和創(chuàng)新產(chǎn)出效率都會得到有效提升（張琳，2018）。

管理層在進(jìn)行創(chuàng)新決策時，究竟是作為“代理人”的身份，還是出于“管家”的身份？這一問題仍然飽受爭議。此外，管理層正式權(quán)力與管理層非正式權(quán)力對創(chuàng)新投入又存在著怎樣的影響呢？本文在以往學(xué)者研究的基礎(chǔ)上，探究創(chuàng)業(yè)板上市公司管理層權(quán)力對企業(yè)創(chuàng)新投入的影響及不同管理層權(quán)力下的變化情況，以期為促進(jìn)我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展提供一定的幫助。

二、理論分析與研究假設(shè)

管家理論認(rèn)為代理理論中假定高管是受自利動機(jī)驅(qū)動的“經(jīng)濟(jì)人”并不合理，因為高管是有個人信仰和利他性的“社會人”，他們在決策時會恪守“管家”職責(zé)，實現(xiàn)組織利益最大化（Davis等，1997）。當(dāng)管理層權(quán)力較大時，管理者會擁有更高的公司地位與更大的話語權(quán)，相應(yīng)地其創(chuàng)新決策會得到董事會的重視與支持，從而激發(fā)管理層的創(chuàng)新動力。因此，管家理論認(rèn)為高管出于管家職責(zé)會做出對公司未來發(fā)展有益的決策，權(quán)力越大越有可能激發(fā)企業(yè)創(chuàng)新動力。

基于此，提出假設(shè)H1：管理層權(quán)力與企業(yè)創(chuàng)新投入之間存在正相關(guān)關(guān)系。

管理層正式權(quán)力一般來源于制度和組織的安排，正式權(quán)力越大，受到的約束越小，管理層決策自主權(quán)越大。創(chuàng)業(yè)板上市公司的管理層更具有冒險精神，傾向于投資風(fēng)險大但未來可能給公司帶來巨大收益的創(chuàng)新項目。且創(chuàng)業(yè)板上市公司擁有正式權(quán)力的管理層大多和企業(yè)有著某種聯(lián)系，因此在決策時會更加重視企業(yè)未來的發(fā)展與收益。非正式權(quán)力一般來源于個人背景和能力，擁有非正式權(quán)力的管理層更傾向于維持或提高個人名譽與聲望。因此，他們在做出決策時會更加謹(jǐn)慎，不輕易冒險進(jìn)行風(fēng)險大且周期長的創(chuàng)新項目投資。此外，正式權(quán)力中還隱含著一部分非正式權(quán)力的積極影響，非正式權(quán)力作為企業(yè)內(nèi)部的一種稀缺資源，隨著經(jīng)驗的積累和時間的推移可以有效提升其正式權(quán)力（劉錦等，2015）。

基于此，提出假設(shè)H2：相比于非正式權(quán)力，管理層正式權(quán)力對企業(yè)創(chuàng)新投入的正向作用更強(qiáng)。

三、研究設(shè)計

（一）樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文選取2015～2019年創(chuàng)業(yè)板上市公司的面板數(shù)據(jù)作為研究對象，并對數(shù)據(jù)做出如下處理：剔除數(shù)據(jù)不具有可比性的金融保險類上市公司樣本;剔除研究期間內(nèi)主要指標(biāo)數(shù)據(jù)不全或出現(xiàn)極值的樣本數(shù)據(jù);剔除被標(biāo)記為S、ST、*ST、SST、S*ST的非正常經(jīng)營上市公司樣本。

（二）變量定義

1. 被解釋變量

本文被解釋變量為企業(yè)創(chuàng)新投入R&D，采用研發(fā)支出/營業(yè)收入進(jìn)行衡量，其數(shù)值越大表明企業(yè)創(chuàng)新投入程度越高。

2. 解釋變量

（1）管理層權(quán)力Power。本文在借鑒Finkelstein（1992）權(quán)力模型的基礎(chǔ)上，以管理層權(quán)力的四個維度分別選取兩個相關(guān)的虛擬變量，利用因子分析法得出一個權(quán)力綜合指標(biāo)（Power），Power值越大，管理層權(quán)力越大。具體指標(biāo)構(gòu)建如表1所示。

（2）正式權(quán)力Power1。管理層正式權(quán)力包括組織結(jié)構(gòu)權(quán)力和所有者權(quán)力，其計算方法如下：

Power1=Duality+Board+Herf+Stock

（3）非正式權(quán)力Power2。管理層非正式權(quán)力包括聲望權(quán)力與專家權(quán)力，其計算方法如下：2B34C0FF-309E-4373-B836-6F7BEE35D704

Power2=Age+PartJ+Tenure+ES

3. 控制變量

除了管理層權(quán)力會對企業(yè)創(chuàng)新投入產(chǎn)生影響外，還有其他變量也會對其產(chǎn)生影響。本文主要選取以下控制變量加入模型中：公司規(guī)模（Size）、資產(chǎn)負(fù)債率（Lever）、凈資產(chǎn)收益率（ROE）及企業(yè)經(jīng)營現(xiàn)金流量（CFO）。

（三）模型構(gòu)建

1. 針對假設(shè)H1

研究管理層權(quán)力與企業(yè)創(chuàng)新投入的關(guān)系，建立模型（1）。

R&Di，t=β0+β1Poweri，t+β2Controlsi，t+εi，t（1）

其中β0為常數(shù)項，βj（j=1、2……）為回歸系數(shù);Controlsi，t表示選取的控制變量;εit為殘差項。

2. 對于假設(shè)H2

研究管理層正式權(quán)力、非正式權(quán)力與企業(yè)創(chuàng)新投入的關(guān)系，建立模型（2）。

R&Di，t=β0+β1Poweri，t+β2Power2+β3Controlsi，t+εi，t（2）

四、實證結(jié)果與分析

（一）管理層權(quán)力因子分析

在管理層權(quán)力四個維度下的8個變量通過巴特利特球形檢驗和KMO檢驗后進(jìn)行因子分析，得到的結(jié)果如下：

Power=0.1961/0.6258*F1+0.1495/0.6258*F2+0.1406/0.6258*F3+0.1397/0.6258*F4

（二）描述性統(tǒng)計分析

表2為樣本的描述性統(tǒng)計分析結(jié)果?？梢钥吹狡髽I(yè)創(chuàng)新投入的均值為7.283，說明我國創(chuàng)業(yè)板上市公司的研發(fā)強(qiáng)度為7.283%，標(biāo)準(zhǔn)差為6.073，可以看出各企業(yè)之間差異明顯。管理層權(quán)力平均值為0.858，標(biāo)準(zhǔn)差為0.403，各企業(yè)間存在著一定差異。從管理層權(quán)力的兩個類別看，非正式權(quán)力的平均值為2.161，整體上大于正式權(quán)力;正式權(quán)力的標(biāo)準(zhǔn)差為1.103，非正式權(quán)力的標(biāo)準(zhǔn)差為1.115，無論是正式權(quán)力還是非正式權(quán)力，在公司間的差距都較大。

（三）相關(guān)性分析

全樣本各變量相關(guān)性分析的結(jié)果如表3所示：企業(yè)創(chuàng)新投入與管理層權(quán)力、管理層正式權(quán)力均在1%水平上顯著正相關(guān);企業(yè)創(chuàng)新投入與管理層非正式權(quán)力在5%水平上顯著正相關(guān)。各變量的方差膨脹因子檢驗結(jié)果表明：VIF 值均小于2，因此變量間不存在嚴(yán)重的多重共線性問題。

（四）回歸分析

表4分別展示了管理層權(quán)力、正式權(quán)力和非正式權(quán)力對企業(yè)創(chuàng)新投入影響的回歸結(jié)果。由第一列結(jié)果可見：管理層權(quán)力的回歸系數(shù)為1.060，在1%的水平上顯著，管理層權(quán)力與企業(yè)創(chuàng)新投入之間存在正相關(guān)關(guān)系，假設(shè)H1得到了驗證。由第二列結(jié)果可見：管理層正式權(quán)力的回歸系數(shù)為0.267，在1%的水平上顯著，管理層非正式權(quán)力的回歸系數(shù)為0.173，在10%的水平上顯著。因此，管理層正式權(quán)力對企業(yè)創(chuàng)新投入的正向作用比管理層非正式權(quán)力更強(qiáng)，假設(shè)H2得到驗證。

在驗證假設(shè)H2時，為排除內(nèi)生性問題帶來的影響，本文選擇兩職兼任、在外兼職作為工具變量進(jìn)行檢驗，所選變量通過了工具變量有效性檢驗。表5中第三列為最小二乘法2SLS回歸結(jié)果，內(nèi)生性問題的檢驗結(jié)果與OLS回歸結(jié)果基本一致。

（五）穩(wěn)健性檢驗

本文采用替代變量法對研究結(jié)果進(jìn)行進(jìn)一步檢驗，采用Ln研發(fā)支出的方法衡量創(chuàng)新投入指標(biāo)，回歸結(jié)果如表5第一列、第二列所示。此外，在內(nèi)生性檢驗時選擇了股權(quán)分散度Herf、學(xué)歷與職稱ES作為Power1、Power2的工具變量進(jìn)行檢驗，回歸結(jié)果如表5第三列所示，與OLS回歸結(jié)果基本一致。綜上，穩(wěn)健性檢驗結(jié)果與本文研究結(jié)論基本一致，表明本文結(jié)論較穩(wěn)健。

五、研究結(jié)論與啟示

本文選取2015～2019年創(chuàng)業(yè)板上市公司為樣本研究發(fā)現(xiàn)：管理層權(quán)力與企業(yè)創(chuàng)新投入之間存在顯著的正相關(guān)關(guān)系，創(chuàng)業(yè)板上市公司管理層在決策時發(fā)揮“管家精神”;管理層的兩種異質(zhì)權(quán)力與企業(yè)創(chuàng)新投入之間都存在顯著正相關(guān)關(guān)系，且管理層正式權(quán)力的正向作用大于非正式權(quán)力。

本文的研究結(jié)論可以得到以下啟示：創(chuàng)業(yè)板上市公司整體創(chuàng)新投入水平還不足，企業(yè)應(yīng)該加大創(chuàng)新力度，通過創(chuàng)新引導(dǎo)企業(yè)可持續(xù)發(fā)展;創(chuàng)業(yè)板上市公司需要在一定程度上提高管理層權(quán)力，以充分發(fā)揮管理者的“管家精神”，同時完善激勵機(jī)制，選擇恰當(dāng)?shù)募詈霞s，使管理者利益與企業(yè)利益保持一致;從管理層實際權(quán)力體現(xiàn)方式來看，管理層正式權(quán)力和非正式權(quán)力都可以促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新投入。但是考慮到管理層正式權(quán)力中的一些因素，如董事長與總經(jīng)理兩職兼任、高管持股比例高等可能會導(dǎo)致企業(yè)內(nèi)部治理機(jī)制失調(diào)，管理層難以得到有效監(jiān)督。因此，從增加管理層正式權(quán)力方面來促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新投入存在一定治理風(fēng)險，平衡管理層正式權(quán)力帶來的治理風(fēng)險與創(chuàng)新激勵需要掌握一個適度的原則。而來源于個人能力與背景的管理層非正式權(quán)力，隨著時間與經(jīng)驗的積累會慢慢表現(xiàn)為正式權(quán)力。從增加管理層非正式權(quán)力的角度激勵創(chuàng)新不僅降低了產(chǎn)生內(nèi)部治理風(fēng)險的可能，還可以從整體上強(qiáng)化領(lǐng)導(dǎo)效能，提高管理層管理與決策水平。因此，企業(yè)可以考慮從增加管理層非正式權(quán)力的角度促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新活力，選擇更具有個人能力的管理者。

參考文獻(xiàn)：

[1]Child J.Organizational Structure，Environment and Performance：The Role of Strategic Choice[J].Sociology，1972，6（01）：1-22.

[2]權(quán)小鋒，吳世農(nóng)，文芳.管理層權(quán)力、私有收益與薪酬操縱[J].經(jīng)濟(jì)研究，2010，45（11）：73-87.

[3]Peter Wright，Stephen P.Ferris，Atulya Sarin，Vidya Awasthi.Impact of Corporate Insider，Blockholder，and Institutional Equity Ownership on Firm Risk Taking[J]. The Academy of Management Journal，1996， 39（02）：255-291.

[4]Fama E F，Jensen M C.Separation of ownership and control[J].Journal of Law and Economics，1983，26（06）：301-325.

[5]王楠，蘇杰，陳守雙.創(chuàng)業(yè)板上市公司CEO權(quán)力與企業(yè)研發(fā)投入[J].商業(yè)研究，2017（07）：111-118.

[6] 趙毅，戚安邦，喬朋華.強(qiáng)權(quán)CEO能更好地利用風(fēng)險投資進(jìn)行創(chuàng)新嗎？[J].科學(xué)學(xué)與科學(xué)技術(shù)管理，2016，37（09）：155-168.

[7]張琳.管理層權(quán)力與企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的相關(guān)性分析——兼論機(jī)構(gòu)投資者異質(zhì)性的調(diào)節(jié)效應(yīng)[J].財會通訊，2018（27）：76-81.

[8]Davis J.H.，F(xiàn).D.Schoorman，L.Donaldson.Toward a Stewardship Theory of Management[J].Academy of Management Review，1997，22（01）：20-47.

[9]劉錦，王學(xué)軍，張三保，葉云龍.CEO非正式權(quán)力、正式權(quán)力與企業(yè)績效——來自中國民營上市公司的證據(jù)[J].管理評論，2015，27（11）：161-169.

[10]Finkelstein S.Power in Top Management Team：Dimensions，Measurement，and Validation[J].Academy of Management Journal，1992（03）：505-538.

（作者單位：江蘇大學(xué)財經(jīng)學(xué)院）2B34C0FF-309E-4373-B836-6F7BEE35D704