企業的領導權結構對技術創新的影響

夏瑞卿

[摘 要]企業治理結構中領導權結構的不同安排會改變經理人決策自由和創新意愿，進而導致企業創新活動的效率差異。但相對于股權激勵、資本結構等其他機制而言，領導權結構與技術創新的關系是隱性和間接的。文章構建了一個有調節的中介作用模型來研究企業領導權結構對技術創新績效影響。基于上海證券交易所2009～2011年上市公司的數據，發現對于中國上市公司而言，領導權結構的不同安排確實會對技術創新績效產生顯著影響；私營企業的CEO兩職合一會比國有企業帶來更好的創新績效，并且這一關系主要是通過經營者對技術創新決策的支持而實現的。

[關鍵詞]領導權結構；兩職合一；技術創新績效；技術創新決策；所有權性質

[中圖分類號]F270；F271.5 [文獻標識碼]A [文章編號]1673-0461（2014）07-0011-06

一、引 言

企業的制度邏輯對創新能力提升起著深層次的作用。實踐表明，公司治理結構作為有關剩余權利分配的制度安排，影響著企業行為主體的激勵結構和投入水平，必然會對創新活動產生影響[1]。對于具體的治理機制和技術創新的關系，學者們大多從股權結構、外部董事、人力資本激勵角度入手的。由于這些聯系比較明顯，所以容易引起學者們的關注。但對于領導權結構，即CEO與董事長是否兩職合一（CEO duality）與技術創新關系的研究則沒有引起重視。

起源于公司控制的領導權結構的不同安排會對導致不同的戰略決策，在經營者追求自身利益的前提下，董事長與總經理的兩職是否合一必然會改變經營者對待技術創新活動的態度，最終影響技術創新的決策和績效。基于上述分析，本文對企業的領導權結構與技術創新的關系進行研究。具體地說，有以下問題：首先，二者的邏輯關系是什么？即企業領導權結構的不同安排如何影響了技術創新能力。也許這一作用是間接的，那么找出可能的中介機制就很重要；其次，這一關系有效性的情境因素是什么？特別是在當前轉型時期的中國，企業多種所有制并存的現象十分明顯。由于所有權性質會對企業的行為和績效產生重要影響，因此，對于不同類型的企業，領導權結構與技術創新之間的關系有效性是否同樣適用？這需要對不同的企業進行比較分析；同時，已有文獻大多是基于西方發達國家的經驗研究，由于社會經濟體制的差異，我國公司治理機制內外部環境也有著特殊的情況。那么在西方成立的管理理論是否對我國同樣有效，必須對中國情境下這一關系的有效性進行理論分析并利用樣本進行實證檢驗。

二、 影響機理與研究假設

1. 領導權結構與企業技術創新績效

公司治理結構主要是通過改變技術創新的資源要素、創新戰略以及對技術創新績效的評價體系，進而對技術創新其產生影響。領導權結構的不同安排能影響總經理等執行層的創新投入水平，必然會導致企業創新能力的差異。如果董事長兼任總經理，那么創新自由度提高，但對經營者缺乏有效監督；如果不兼任，則又損害了總經理的創新自由。因此，董事長與總經理是否兩職合一的問題在于董事會的獨立性與總經理的創新自由度之間的平衡 [2-3]。董事長與總經理的兩職，關鍵不在于是否分離，而是在多大程度上分離。已有的代理理論和管家理論針對人性假設的不同分別提出了相互對立的觀點[4-5]。

Peng等人（2007）[6]基于中國背景下兩職合一與績效關系的研究有力地支持了管家理論。所以，基于管家理論的視角，本文認為在CEO兩職合一的情況下，代表股東利益的董事長與總經理之間的信息溝通障礙和決策沖突可以有效減少。這有利于董事長對關系公司盈利能力的創新項目作出科學的評價，從而提高創新活動的成功機會。企業領導者也會積極營造鼓勵創新的文化氛圍，支持員工對技術創新進行投入，從而提高企業的創新水平[7]。另外，兼任總經理的董事長具有更多關于企業及其行業的知識。相對于外部董事長而言，對公司具有更大的責任感和組織承諾，使得董事長傾向于作出有利于公司長遠發展的創新決策。

H1：CEO兩職合一與技術創新績效正相關。

2. 技術創新決策的中介作用

經營者行為是公司治理關注的焦點。如何激發經營者為企業創造財富，減輕代理成本，是治理結構的重要目標。而治理結構的優化與完善能有效地激勵經營者，從而影響技術創新戰略的選擇[8]。在兩職分離的情況下，經營者往往不愿意投資于長期性的R&D項目，因為這種投資意味著較高的失敗率，從而為企業管理者帶來很大的職業風險。相反地，如果CEO兩職合一，決策主體變為兼任董事長的總經理的個人決策。當存在很高的外部風險的情況下，兩職合一可以有效地減少決策的不確定性，提高技術創造成功的可能性[9]。尤其對于轉型時期的中國，在外部要素市場發育不完全，制度供給不足的情況下，單一的領導結構更有利于企業戰略的制定與實施 [6]。

企業戰略決策一直以來是戰略管理領域的重要議題，基于戰略形成的視角，產品的創新戰略會對企業財務績效提升有著直接影響。Dooley和Fryxell（1999）認為組織績效在很大程度上依賴戰略決策的制定與執行，作出決策就是企業績效的關鍵因素[10]。有的學者甚至認為在應對不確定性和激烈的市場競爭時，創新戰略是企業維持生存的唯一手段 [11]。尤其對于中小企業來說，創新戰略的實施確實會帶來更高的企業創新能力和績效[12]。因此，企業CEO的兩職合一對技術創新績效和技術創新決策的制定都有正向影響，同時介于創新規劃與市場投入中間的決策制定過程與技術創新績效正相關。

H2：技術創新決策中介了CEO兩職合一對技術創新績效的影響。

3. 所有權性質對中介作用的調節效應

另外，進一步考慮領導權結構對技術創新影響的限制條件也是必要的。尤其在轉型時期中國，情境因素甚至是開展中國組織管理研究必須要考慮的問題[13]。已有研究表明，中國市場中的企業所有權的分散和多樣化是非常明顯的，并且不同的所有制正處于一種緩慢而持續的變化過程中[14]。國有企業和私營企業作為基本的兩種類型的企業，納入到我們的考慮之中。由于二者面臨著不同的資源約束、有著不同的經營目標和企業行為，最終會產生不同的績效。endprint

在企業的領導權結構不同安排的情況下，國有企業和私營企業會因為不同的利益目標，而采取不同的技術創新決策，并且導致了不同的技術創新的效果。具體而言，由于國有企業產權主體虛置和多層級的委托——代理關系，企業的管理者不享有剩余索取權，相比于戰略制定與執行，他們更加注重攫取在位時期的控制權收益（如熱衷于擴大企業規模和短期盈利項目），而規避需要長期投資才能產生收益的高風險創新活動。有學者認為，政府指派的官員領導與官員董事注重國有企業的多元化目標和社會服務功能，而并非企業的長期價值歸屬，從而阻礙了績效的提升[15]；

與之相反，私營企業本身就具有比國有企業更強的創新意愿。Tan（2001）基于轉型時期中國不同企業管理者的研究發現，相比于國有企業的管理者，私營企業的企業家更富于創新性、更傾向于承擔風險[16]。在領導權合一的情況下，私營企業會具備更強的創新動機。因為CEO兩職合一會使經營者與股東的目標盡可能保持一致，使代理問題趨于緩和。經營者的創新自由與創新激勵之間的平衡會使其以企業長期價值最大化為決策取向，有利于創新活動的展開；同時私營企業的戰略前瞻性和快速反應能力也會使其在兩職合一的情況下更好的應對創新過程中的不確定性。

H3：所有權性質調節了技術創新決策對CEO兩職合一與技術創新績效關系的中介作用，即私營企業CEO的兩職合一與技術創新績效的正向關系要強于國有企業。

根據上述假設，本文提出了一個有調節的中介作用模型（the moderated mediator model），如圖1所示。

其中所有制對CEO兩職合一與技術創新績效關系的調節作用（至少部分地）是通過技術創新決策的中介作用來實現的。

三、 研究樣本與變量測量

1. 樣本的選擇

由于兩職合一或分離對與企業技術創新的影響可能不會在短期內產生效果，考慮到時滯效應，本文采用2009～2011三年的數據作為有效樣本點。我們以上海證券交易所2009～2011年所有A股上市公司作為原始樣本，根據上市公司中的公司概況、董事會決議等欄目搜集企業基本信息。而有關企業技術創新的決策制定和績效的信息來源于企業年報欄目、wind數據庫和相關企業網站主頁；另外，2011年的部分資料來自于《上海證券交易所統計年鑒（2012年卷）》。

我們按照以下方法對企業進行篩選：①凡在2009～2011年企業年度報告與董事會決議、公告中披露有關企業專利、研發、技術購買與轉讓等相關決策的皆入選，如鳳凰化學（600071）、中新藥業（600329）、恒生電子（600570）等；②由于并未嚴格要求上市公司披露研發收入占總銷售收入的比重，我們根據董事會報告、開發支出等欄目中選擇信息披露的企業，如三一重工（600031）、大連控股（600747）等；③在三年中企業的兩職狀態保持不變，雖然可能在這其中經歷了人事變動，但只要兩職狀態沒有變更，則可以入選。④對于外資企業、合資企業以及集體類企業不予入選。⑤考慮到銀行業資產負債表的特殊性，我們剔除金融保險行業的上市公司，如興業證券（601377）、中國平安（601318）等；同時剔除分行業主營業務中涉及金融保險業的公司，如天科股份（600378）等；⑥同時剔除ST類、主營業務非正以及部分治理數據不完整的公司，這樣符合條件的總共有371家企業，為克服樣本選擇的誤差，借鑒Peng等人（2010）的做法[17]，這里隨機選取300家企業作為最終樣本。

2. 變量及測量

根據研究目的，我們選取上市公司CEO的兩職狀態作為自變量，其它的自變量還有企業的所有權性質；選擇技術創新決策作為外因結果變量；技術創新績效則為內因（最終）結果變量；另外，控制變量的選擇同已有相關文獻類似，包括企業規模、企業年限、行業類別、經營者持股水平、企業多元化水平和外部董事比例。

各變量的定義與測量如下：①CEO兩職合一：以董事長與總經理的兩職狀態設置來衡量。針對多數文獻二分法的缺陷，本文采用三分名義變量進行劃分。若董事長兼任總經理，即兩職合一，記為2；若兩職分離，記為0；若部分分離（CEO擔任董事、副董事長，不包括董事長），記為1。②所有制：對于本文進行比較研究的兩種基本類型企業，用虛擬變量來表示，若為私營企業，則記為1；國有企業記為0。在回歸分析中，以國有企業作為基準企業，因此不出現在回歸模型中。③技術創新決策：由于兩職狀態的情況會影響技術創新決策，所以將其視為外因結果變量。根據前文的分析，以企業中的領導支持創新的行為和創新決策的制定來表示。即在企業年報、董事會公告與決議中，披露的專利、研發、技術購買與轉讓等相關決策都屬于技術創新決策，如果有記為1，否則為0。④技術創新績效：由于R&D投入單一指標中比較優良的指標，所以根據已有文獻的做法[18-19]，采用研發支出占總銷售收入的比重即研銷比衡量。

在控制變量測量中，①企業規模：考慮到使用原始數據有可能會夸大異常的企業的總員工數，并且對最終的回歸分析結果產生不利影響，所以在衡量企業規模時通常采用員工總數的自然對數（Logarithm），有利于消除異方差性和回歸分析 [20]。②企業年限： 以企業登記注冊的時間年限為準。③行業：基于樣本公司，分為高科技企業（化工、電子、IT等）和非高科技企業（制造、物流、農林業等）。企業屬于高科技行業，記為1；屬于非高科技行業，記為0。④經營者持股：由于當前我國上市公司中經營者/CEO的持股比例過低，Peng等人（2010）的研究發現經營者持股均僅占總股本的0.04587%[17]，因此經營者持股對企業創新和績效的影響仍有待進一步觀察。這里將經營者持股變量作虛擬變量處理，而并非測算其持股比值。若經營者持股，則為1；否則為0。⑤多元化水平采用熵指數（Entropy Index，EI），EI=■Pi×ln（■），其中，Pi是第i個行業收入比重占總收入的百分比，當公司專業化經營時，EI=0；多元化水平越高，值越大。⑥外部董事比例：我們以公司外部董事人數占董事會人數的比例進行測量。endprint

四、 實證分析與結果

1. 變量的描述性統計

根據樣本篩選方法，最終我們對300家上市公司進行實證分析。樣本的基本情況基本符合研究的要求：在300家公司中，國有企業略多于私營企業，有167家，占到總數的56%，而私營企業有133家，占比44%。容易理解，由于大部分上市公司都是由國有企業改制、重組而來，因此，國有企業略占多數。按照企業規模進行比較，員工人數多于500人的大中型企業占到了205家，少于500人的小企業只有95家。一般而言，大中企業有充足的人員、生產規模，因而也需要更多資金來源以獲得發展，通過上市等方式進行間接融資。

就企業年齡來說，生存期不到5年的新創企業僅有約12%，有35家。6年及6年以上的成熟企業占比約為88%，其中生存期6～10年的企業有26.5%，11～15年的企業有11.2%，16～20年的企業有19.6%，而21年以上的企業數量最多，有30.7%（見表1）。

變量的描述性統計和相關系數見表1。值得注意的是，技術創新績效即研發支出占銷售總收入百分比的均值0.031，與國外相關樣本相比仍有較大差距，只是略高于馮根福和溫軍（2008）[19]的發現，這說明我國上市公司的創新投入強度仍沒有得到有效提升。從變量間的相關系數來看，CEO兩職合一確實會帶來更高的技術創新決策力度和技術創新績效。從總體上看，初步支持了本文的研究假設。

2. 多重共線性檢驗

在進行了描述性統計后，為了確保變量之間的共同作用不會對回歸分析的結果產生影響，我們在此也做了變量間的共線性檢驗。結果表明，除了企業規模項在層級回歸中的容忍值（tolerance）較低（0.386），其余的容忍值均高于0.7，遠大于0.1的臨界標準；而方差膨脹系數（VIF）的值，除了最大值2.589之外，全部介于1.034～1.926之間，小于臨界值2。上述結果表明各變量之間的共線性問題并不明顯。另外，Dubin—Watson檢驗值為1.760，說明模型也不存在序列相關問題，適合進行多元回歸分析。

3. 多元回歸分析

如表2所示，通過回歸分析結果，從R2與調整后的R2系數看出，整體回歸模型的解釋力較強。其中，在模型1中，CEO兩職合一與研銷比正相關（β=0.282，p<0.01），這支持了H1；另外在模型2中，兩職合一與技術創新決策正相關（β=0.329，p<0.01）。

對于技術創新決策的中介效應檢驗，從模型3中可以看出，將CEO兩職合一、所有制和技術創新決策都放入模型，發現技術創新決策的系數顯著（β=0.225，p<0.01）。另外，CEO兩職合一的系數雖有下降，但仍然顯著（β=0.177，p<0.10），說明技術創新決策起到了部分中介作用，這支持了H2。

按照溫忠麟、劉紅云、侯杰泰（2012）[21]的建議，在以 X 為自變量，Y 為因變量，W 為 中介變量，U 為調節變量的基本模型中，檢驗 U 調節 W 中介路徑的前半路徑的步驟為：①做 Y 對 X 和 U 的回歸，X 的系數顯著；②做 W 對 X 和 U 的回歸，X 的系數顯著；③做 Y 對 X、U 和 W 的回歸，W 的系數顯著，此時說明 W 的中介效應成立；④做 W 對 X、U 和 UX 的回歸，UX 的系數顯著，即表明 U 對 W 中介作用的調節效應顯著。根據上述分析，結果見表2。

最后，我們把所有變量都放入模型中，模型4的結果顯示，兩職合一與所有制的交互項顯著（β=0.170，p<0.01），說明所有制對中介作用的調節效應顯著，支持H3，即私營企業中的CEO兩職合一會帶來更高的技術創新決策與績效。從總體上看，本文中的各個假設均得到有力地支持，說明我們的理論預期與中國企業的現實情況較為吻合。

值得注意的是，外部董事項對技術創新績效和決策的作用均不顯著（β分別為0.364、0.107，p>0.10）。或許意味著在當前中國背景下，外部董事制度對企業創新和績效的影響有待進一步探索。這一結論也表現出于西方已有理論的差異。一個可能的解釋是目前我國上市公司中，尤其是國有上市公司，外部董事的任命與CEO一樣，在很大程度上都受上級政府的行政指派，缺乏市場化的人事甄選過程。因此，當前外部董事的獨立性仍受到質疑。

五、 結論與展望

1. 研究結論與實踐價值

針對已有的理論和實踐空白，本文提出了企業的領導權結構與技術創新的關系問題。總體上看，本文的理論預期與當前中國企業的發展情形基本吻合。當然，對于模型中的其它變量之間的關系，也有著與西方理論中的差異情形。一個可能的原因在于當前中國的公司治理模式如所有權結構、經理人市場和外部的要素市場仍處于緩慢的、復雜的、持續的變化過程中，許多現象的產生如多層級委托—代理關系、模糊產權、經理人市場失靈以及信任困境等，本身就帶有某種階段性。因此，我們的結論更多是啟發性的。公司治理結構與創新和績效的關系模式是否及如何]變有待進一步探索。另外，研究設計和樣本選擇也是導致差異產生的一個因素。

根據本文的已有分析，針對我國企業的發展現狀與存在的問題，對于未來企業的發展有著一定的實踐指導意義。首先，從總體上考慮，要根據企業當前的創新水平和未來的創新潛力，合理地構建企業的治理機制，使組織能在一個平穩的框架內提升技術創新水平[1]。由于領導權問題起源于公司控制，所以要在公司控制的基礎上探討兩職設置才更具有效性；特別是在當前中國企業外部治理機制相對無效的情況下，更應該重視內部治理機制的聯合作用。如賦予企業更多的自主權、設計合理的融資結構、實現經營者的市場化任免，這樣才能很好地發揮領導權結構安排的效果。其次，現階段要迫切改變上市公司中普遍的“一股獨大”現象，適當分散股權，形成有若干控股股東的股權結構；最后，考慮到技術創新決策在促進創新績效方面的重要作用，企業應更多地重視經理人對創新決策的支持力度；積極完善企業戰略執行的路徑，提升經營者的執行力；通過增強董事會、經理人等決策主體的決策承諾，提高最終的決策質量。

2. 局限性與展望

由于研究設計和樣本等各方面原因，本文尚存在一些局限：例如，首先，從公司治理的角度看，只有各變量之間的相互平衡與協作，才能形成一種有利于技術創新的公司治理結構。因此，董事長和總經理是否合一，只有與其他治理機制的融合與互補，才能發揮其關鍵的作用。本文實證研究中的控制變量包括的可能的治理機制也只是盡量完善這一整合性框架的初步實踐。其次，所有制的準確測量是研究當前中國企業管理問題的一個重要問題。本文根據企業登記注冊的類型來定義其所有制類型，這種方法可能忽視了多數企業的所有制一直處于緩慢、復雜的變化過程中的事實。所以，如何更加準確地測量所有制類型也是本文的局限性之未來考慮內部治理機制各變量的聯合作用對企業創新能力和績效的影響路徑也是一個有意義的話題。Hu等人（2009）基于中國情境下內部治理機制與企業績效的關系研究為我們提供了一個很好的例子[22]。另外，本文對于決策的分析是基于戰略形成視角，而企業實踐的更多例證以表明了研究戰略執行路徑的重要性。戰略形成只是決策分析研究的第一個步驟。尤其是在組織結構高度扁平化的企業中，戰略執行在一定意義上起到了更重要的影響。本文從董事會決策視角論述的戰略形成，可能與基層員工中的戰略執行在實際操作過程中又存在一定的差異。因此，未來可以從中層管理者和基層一線員工的視角，更多的論述戰略執行路徑這一方面的內容。最后，在研究方法上，也可以運用縱向時間序列的計量方法來研究董事長和總經理兩職合一對企業績效和創新活動的影響。endprint