管理決斷權、財務柔性與企業技術創新

孔德議 許安心

(1.福建江夏學院工商管理學院，福建 福州 350108；2.福建農林大學管理學院，福建 福州，350000)

一、引言

“十二五”以來，國內外經濟金融環境變得復雜多變，國際社會互聯互通更為迅速，經濟發展“新常態”趨勢為企業帶來新的發展環境，企業如何在當今社會求生存、求發展？不斷提升自主創新能力是大勢所趨，而且企業的持續創新能力是政府推動經濟轉型升級以及維持我國企業國際地位的內在要求。企業創新往往需要較高的研發投入，其顯著特征是持續性和長期性。在現代企業中，高級管理層是企業關鍵決策的參與者甚至是制定者，其權力對企業決策具有重要影響。

Hambrick and Abrahamson(1995)[5]提出了“管理決斷權”的概念，它是正式的企業組織結構或某些行業特性給予管理層的行為自由度，該自由度會影響企業活動成果。本質上，管理決斷權是對股東不可監督權的掌控，基于該權力的決策是管理層自主創新的動力來源(Wright et al., 2002)[14]。企業為獲取持續性的市場地位，通常十分重視研發投資，研發投入數額往往會受到管理決斷權的影響(張長征等，2017)[31]，進而也會影響創新活動及其產出。

近年來，對管理決斷權的研究逐漸受到學術界關注。從管理決斷權影響效應研究來看，相關文獻主要集中于企業績效(Quigley and Hambrick, 2015)[11]、企業戰略(Youssef and Christodoulou, 2017)[15]、非效率投資(杜曉榮和付曉月，2019)[17]、研發投入(方芳和翟華云，2013)[18]、創新決策(張長征和胡利利，2011)[30]、公司治理(Finkelstein and Hambrick, 1990; Faisal, 2016)[4][3]、企業風險承擔(Li and Tang, 2010)[10]、環境保護(Aragon-Correa et al., 2004)[1]等方面。這些文獻豐富了管理決斷權研究的影響效應研究，而且研究管理決斷權對研發投入和創新戰略與決策的文獻較多，但鮮有文獻直接研究其對企業創新績效的影響。

那么，管理層擁有的管理決斷權究竟對企業創新績效有何影響？在企業經營中，財務柔性作為支撐企業創新的重要因素(徐玲和馮巧根，2015)[24]，在管理決斷權和企業創新績效的關系中有何作用？同時，應該注意到，擁有管理決斷權的主體——CEO一旦發生變更，是否會影響管理決斷權、財務柔性和創新績效之間的關系？

因此，本文基于管理決斷權理論、管家理論、創新理論等理論，主要研究管理決斷權、財務柔性與創新績效之間關系，以及CEO變更在上述三者關系中是否存在調節效應。本文拓展了管理決斷權影響企業創新績效的研究，有利于管理層在實踐層面通過揉和管理決斷權和財務柔性決策以對企業創新發揮更大影響。

二、理論分析與研究假設

(一)管理決斷權、財務柔性與企業創新績效

管理決斷權集中反映了企業管理層職位權、報酬權和運作權等權力的運行結果，反映了管理層在實際經營決策過程中決策程度以及控制空間大小(胡建雄等，2018)[20]。管家理論(Stewardship Theory)認為，CEO等高級管理者內在的社會影響動機和成就感動機會驅動其追求自尊和社會地位，作為理性的社會人，管理者十分重視社會形象，能以最大化委托人利益為目標，是勤勉負責和高度為組織考慮的“管家”(Davis et al., 1997；馬連福等，2014)[2][23]。李偉等(2018)[21]研究認為，公司治理機制的主要目的并非是制衡CEO，而是給予其相應的權力來激發其主動性和創造性，在復雜多變的市場中，以最大化委托人利益為經營目標。王菁和程博(2014)[25]認為，權力越大的CEO，在實施企業發展戰略方面受到董事會約束的程度越低，CEO突破阻力按個人意志選擇公司研發戰略，能提高企業決策效率。Jensen and Meckling(1976)[9]認為，有效的契約和制度安排能夠激勵和約束管理層在經營中以股東利益最大化，通過賦予CEO自主權可以緊密結合管理層和股東，進而產生協同效應，同時賦權可維護CEO權威，有利于發揮企業家才能、促進公司研發戰略的實施。

因此，隨著管理決斷權的提升，管理層有動機以股東利益最大化為目標，容易激發主動性和創造性，發揮其企業大“管家”職能，通過實施創新戰略，增加研發投入，進而可提高創新績效，此即為管理決斷權的“管家”理論假說。因此，本文提出如下假設：

假設1：管理決斷權會正向促進創新績效。

組織理論和資源基礎學派認為，通過持有現金和保持充足的剩余舉債能力在財務上保持彈性，即保持財務柔性，能夠幫助企業獲取有價值的投資項目。作為企業支撐投資的重要資源，財務柔性顯著影響企業研發活動，其數量及結構會影響企業創新投入能力(徐玲和馮巧根，2015)[24]，進而會影響到創新績效。Hambrick(2007)[6]認為經理自主權在企業發展戰略的決策與實施及財務規劃中有重大影響。張軍和許慶瑞(2018)[32]認為管理層在其權限內對創新的積極認知有助于利用財務資源促進研發活動。因而，管理層的管理決斷權在協調創新戰略與財務柔性政策進而提升企業業績方面起到至關重要的作用。

企業研發活動的直接結果是形成專利，根本目的在于盈利，但收益具有跨期性，具有風險性和信息不對稱性。Heaton(2002)[7]認為，企業創新行為內在的風險性和不確定性特征往往會導致企業難以獲取債券融資，因而會受到融資約束，擁有管理決斷權的管理層傾向于留存和配置內部財務資源緩解融資約束，以推動技術創新。而且，Troilo et al.(2014)[12]認為管理層會通過保持一定的財務柔性，并進行合理的結構配置以推動企業戰略順利執行。因此，相比管理決斷權小的管理層，擁有較大管理決斷權的管理層更容易利用財務資源推動研發投入，進而有助于提升創新績效。

本文提出，管理決斷權會促使管理層提升自主權保有和配置財務柔性以提高研發投資，進而促進創新績效，產生“管理決斷權水平高 →財務柔性水平高 →企業創新績效高”的傳導路徑。因此，本文提出如下假設：

假設2：財務柔性在管理決斷權影響創新績效過程中具有中介作用。

(二)CEO變更在“管理決斷權→財務柔性→創新績效”關系中的調節效應

作為企業經營管理核心的CEO，一旦發生變更往往意味著企業組織發展戰略也發生變化。CEO變更后CEO的職位權、薪酬權和經營權往往隨之變化，企業創新也會受到影響(羅明新等，2013)[22]。為激勵新任CEO更好地盡職履責和創造利潤，企業會賦予其更大的自主權空間(Wells, 2002)[13]。從CEO自身來說，新上任CEO會通過財務管控、組織架構及流程管控等一系列措施來加強對企業的控制以樹立個人威望(Hoskisson et al., 2002)[8]。

根據盈余管理假說，CEO在制定企業投資決策時擁有自由裁量權，而盈余操控的手段之一即是調整投資決策(Wells, 2002)[13]。創新投入基本是一項長期投入，具有金額大、時間分布彈性等特征，CEO可利用其自身決斷權隱蔽的、具有彈性的調整創新投入，故而企業研發投資是CEO盈余管理的重要工具。出于職位安全考慮，新任CEO為實現以后年度績效考核的上升，有動機在上任第一年進行向下的盈余管理，即盈余“大清洗”，為以后年度制造一個較低的業績基準。因而，新任CEO往往通過提升研發投入水平、在研發項目上占用更多資金，來降低當期盈余。

由于CEO變更后，新任CEO會獲取較大管理決斷權，并傾向于在初始任期開始進行大量的研發活動，從而提升企業的研發投入，進而促進創新績效，因此，CEO變更對管理決斷權、財務柔性以及創新績效之間的關系有著顯著正向調節作用。基于上述分析，本文提出如下假設：

假設3：CEO變更會正向調節財務柔性在管理決斷權正向促進創新績效中的中介效應。

三、研究設計

(一)樣本選取及數據來源

本文以滬深A股上市企業2010-2018年的數據為研究樣本。在樣本選取過程中，本文剔除了：未披露公司CEO和董事長兩職情況等公司的樣本，因為CEO與董事長兩職設置是度量管理決斷權的重要指標；報酬權指數(CEO報酬與高管平均報酬之比)小于1的樣本，因為CEO在高管中職權最重，理論上其報酬應高于高管平均水平；剔除ST、PT及數據不完整的樣本；剔除凈資產小于0的樣本；剔除金融類上市公司樣本；剔除數據缺失、具有極端值的異常公司樣本(進行上下1%的縮尾)。最終，本文確定的樣本量為5078個。此外，專利申請數量由國家知識產權局網站、專利信息服務平臺網站以及企業發布的年度財務報告獲得。本文所需的其他企業財務數據均來源于CSMAR數據庫以及Wind數據庫。

(二)研究變量

1.創新績效

本文借鑒楊國忠和楊明珠(2016)[28]的方法，采用專利申請數的自然對數作為企業創新績效(INPER)的衡量指標。此外，將新產品銷售收入的自然對數(Sales)作為代理變量以進行穩健性檢驗。

2.管理決斷權

對于管理決斷權的衡量主要有直接法和間接法兩類，前者主要是采用訪談、實驗等方式來獲取數據，而后者主要是間接采用一些指標來衡量，有單一指標法和多指標法，目前采用多指標法居多。本文借鑒蘇文兵等(2011)[34]的方法，用職位權、報酬權和運作權三者正態標準值的均值來表征管理決斷權(MD)，該值與管理決斷權正相關。其中，職位權代表管理者法定權力大小，用董事長與總經理二職狀況來測度，當二者同時兼任時，取值1；總經理兼任副董事長時，取值0.5；總經理專職時，取值0。運作權展現管理者自由支配企業資源的權力，以營運資金與營業收入比值來表征。報酬權代表管理者薪酬水平，用企業排名前三的高管薪酬均值取對數表征。

3.財務柔性

本文借鑒趙瑞杰等(2017)[33]的方法，以企業現金柔性與負債柔性之和來度量財務柔性(FIFL)，其中，現金柔性為公司現金持有率與同行業平均現金持有率的差，而負債柔性為同行業平均負債比率與公司負債比率的差。

4.CEO變更

目前國內研究大多將CEO定義為上市公司總裁、首席執行官，認為CEO對企業創新決策有重要影響力(何瑛等，2019)[19]。本文借鑒該辦法，對于上市公司總裁、首席執行官是否發生變更以虛擬變量表示，發生變更時，取NCEO=1，未發生變更時為0。如果樣本公司在某年內連續多次發生變更，本文只保留最后一次變更數據。

5.控制變量

為分析企業研發投資和創新績效，本文將控制如下特征變量：股權集中度(FSR)，用第一大股東持股比例表征；企業規模(Size)，用企業總資產自然對數表征；股權性質(Equity)，用以表征企業股權性質，國有為1，非國有為0；企業獲取經營現金的能力(CF)，用經營活動現金凈流量與總資產之比來衡量；盈利能力(ROA)，用凈利潤與總資產之比表征；固定資產水平(Fixed)，用企業固定資產總額與企業員工數量比值的自然對數表征；公司市值(TQ)，用托賓Q值來表征，即股票市值與總資產之比。此外，還通過年度(Year)和行業(Ind)虛擬變量來控制年度和行業的影響。

本文變量定義及其描述如表1所示。

(三)實證模型

1.財務柔性在管理決斷權影響創新績效中的中介作用

表1 變量定義與說明

研究變量X對變量Y的影響過程時，X可能不會直接影響變量Y，而是通過影響M來影響Y，則變量M為中介變量，從而出現了中介效應檢驗方法(溫忠麟等，2004)[27]。本文基于2010-2018年樣本企業的相關財務數據，運用中介效應逐步檢驗方法實證研究財務柔性在管理決斷權影響企業創新績效過程中是否具有中介效應。

其中，模型(1)檢驗管理決斷權對企業創新績效的影響，主要觀察α1的顯著性。模型(2)用來檢驗管理決斷權對企業財務柔性的影響，主要觀察系數β1的顯著性。模型(3)檢驗財務柔性的中介效應，首先驗證系數γ2，若顯著，說明存在中介效應；之后檢驗系數γ1，若顯著，則存在不完全中介效應；如果不顯著，則說明為完全中介效應。

2.CEO變更在“管理決斷權→財務柔性→企業創新績效”中介效應中的調節作用

為考察C E O變更在管理決斷權、財務柔性和創新績效三者之間的調節效應，本文借鑒葉寶娟和溫忠麟(2014)[26]提出的有調節的中介模型檢驗方法，對模型(4)～(6)進行回歸。第一步，對模型(4)回歸，系數α'3顯著，表示NCEO對MD與INPER之間關系的調節作用顯著；第二步，對模型(5)和(6)回歸，中介效應為(β'1+β'3NCEO)(γ'2+γ'4NCEO)，只要β'3γ'2、β'3γ'4、β'1γ'4三組中只要有一組不為零，可知NCEO存在調節效應。

四、實證結果與分析

(一)主要變量的描述性統計結果及相關性

表2為主要變量的描述性統計結果。從表2可知，專利申請數量對數值(INPER)的均值為4.113，而標準差為68.233，說明不同企業的創新績效具有較大差異。財務柔性(FIFL)均值為0.067，最小值為-1.854，最大值為14.378，說明不同企業財務柔性程度有所差異。管理決斷權(MD)均值為0.089，最大值與最小值相差16.807，說明不同企業管理層對企業實際經營決策以及自主空間的控制能力有較大懸殊。NCEO(CEO變更)的均值為0.146，說明樣本中有14.6%的企業發生了CEO變更。

表3為主要變量的相關性分析結果。從中可知，創新績效(INPER)與管理決斷權(MD)、財務柔性(FIFL)的相關系數分別為0.224、0.137，分別在5%和1%水平下顯著，而管理決斷權(MD)與財務柔性(FIFL)的相關系數為0.213，在1%水平下顯著，說明管理決斷權、財務柔性與創新績效之間可能存在某種聯系。另外，CEO變更(NCEO)與創新績效(INPER)、財務柔性(FIFL)的相關系數分別為0.065、0.162，在5%水平下顯著，說明CEO變更與企業創新績效、管理決斷權正相關。

(二)管理決斷權、財務柔性與企業創新績效

關于財務柔性在管理決斷權影響創新績效中的中介作用的實證結果如表4所示。其中，模型(1)結果顯示，在控制其他變量的基礎上，管理決斷權(MD)的系數為0.112，說明管理決斷權會促進企業創新績效；模型(2)中，管理決斷權(MD)系數為0.247，說明管理決斷權能提高財務柔性水平，上述系數都在5%水平下顯著。模型(3)中，管理決斷權(MD)與財務柔性(FIFL)的系數分別為0.205、0.125，都在1%水平下顯著，說明管理決斷權影響企業創新績效過程中，企業財務柔性具有不完全中介效應，從而研究假設1和研究假設2得到驗證。原因可能在于，創新活動內生的不確定性會促使管理層利用其管理決斷權在企業內部留有財務資源，并進行配置以應對意外情況和緩解融資約束，增強保有財務柔性的創新戰略動機，提高研發投資水平，進而提升企業創新績效。

表2 主要變量的描述性統計結果

表3 主要變量的相關系數

表4 管理決斷權、財務柔性與企業創新績效：財務柔性的中介效應

(三)CEO變更在“管理決斷權→財務柔性→企業創新績效”中的調節作用

關于CEO變更的調節效應的實證結果如表5所示。其中，回歸模型(4)管理決斷權(MD)系數為0.119，CEO變更與管理決斷權交叉項(NCEO*MD)系數為0.026，在5%水平下顯著，說明存在CEO變更正向的直接調節效應。回歸模型(5)中，管理決斷權(MD)系數為0.264，CEO變更與管理決斷權交叉項(NCEO*MD)系數為0.103，都在10%水平下顯著，說明CEO變更會正向調節管理決斷權對財務柔性的促進作用。回歸模型(6)中，財務柔性(FIFL)系數為0.118，在1%水平下顯著，而CEO變更與財務柔性交叉項(NCEO*FIFL)系數為0.010，不顯著，因而中介效應為(0.264+0.103*NCEO)*0.118。這說明，相比未發生CEO變更的企業，發生CEO變更的企業的管理決斷權通過財務柔性的中介作用，更能提升企業創新績效，即CEO變更能正向調節財務柔性在管理決斷權與創新績效之間的中介效應，從而驗證了研究假設3。

表5 CEO 變更的調節效應

(四)穩健性檢驗

為保證研究結果的穩健性，本文進行如下檢驗：

1.變量替代

本文選擇新產品銷售收入的自然對數(Sales)作為企業創新績效的代理變量，并借鑒曾愛民等(2013)[29]方法，將負債柔性用Max(行業平均負債比率-企業負債比率，0)取值，得到財務柔性(FIFL_1)。回歸結果如表6所示。其中，模型(7)、模型(8)中管理決斷權(MD)系數分別為0.167、0.369，在5%水平下顯著；模型(9)中管理決斷權(MD)系數為0.184，財務柔性(FIFL_1)系數為0.366，都在1%水平下顯著，說明管理決斷權影響創新績效過程中，財務柔性具有不完全中介效應。

2.內生性檢驗

在CEO變更調節效應的檢驗中，公司任命新CEO可能受到不可觀測因素的影響，因此普通面板模型可能存在自我選擇偏誤的內生性問題。為解決該問題，本文使用Heckman二階段模型來檢驗。其中，在第一階段回歸模型中，以CEO變更為因變量，并借鑒Zajac(1990)[16]的方法，選取影響CEO變更的相關因素，即公司盈利能力(ROA)、公司規模(Size)、公司成長性(Growth)、財務杠桿(Lev)、董事會規模(Board)、董事會獨立性(Independ)、董事長和CEO兩職兼任(Duality)、CEO在任時間(Time)、與CEO前次變更的時間間隔(Period)、樣本期CEO變更累計次數(Cum)、年度虛擬變量(Year)和行業虛擬變量(Ind)，運用Probit模型對CEO變更回歸，得到逆米爾斯比率(IMR)，然后將其加入到第二階段的回歸中。

表6 模型(1)至模型(3)中介效應的穩健性檢驗結果

表7為Heckman第一階段回歸結果。結果顯示，CEO變更與企業盈利能力(ROA)、CEO在任時間(Time)顯著負相關，與公司成長性(Growth)、CEO前次變更的時間間隔(Period)、樣本期CEO變更累計次數(Cum)顯著正相關。

表8為Heckman第二階段回歸結果，回歸模型(10)中，管理決斷權(MD)系數為0.162，CEO變更與管理決斷權交叉項(NCEO*MD)系數為0.088，在1%水平下顯著；回歸模型(11)中，管理決斷權(MD)系數為0.354，CEO變更與管理決斷權交叉項(NCEO*MD)系數為0.068，都在5%水平下顯著；回歸模型(12)中，財務柔性(FIFL_1)系數為0.129，在1%水平下顯著，而CEO變更與財務柔性交叉項(NCEO*FIFL_1)系數為0.019，不顯著，因而中介效應為(0.354+0.068*NCEO)*0.129。這表明，CEO變更能正向調節財務柔性在管理決斷權與創新績效之間的中介效應。總的來說，本文的穩健性檢驗結果與前文的回歸結果比較一致，說明本文的結論較為穩健。

表7 CEO 變更有調節的中介效應的Heckman 二階段模型：第一階段回歸結果

五、結論與啟示

本文基于滬深A股上市企業2010-2018年的相關財務數據，通過構建中介效應模型和有調節的中介效應模型，實證研究了管理決斷權對企業創新績效的影響路徑，以及CEO變更對管理決斷權、財務柔性與企業創新績效之間關系的調節效應。研究結果表明：第一，管理決斷權有助于提升企業創新績效；第二，管理決斷權會促使管理層提升自主權保有和配置財務柔性以提高研發投資，進而促進創新績效，產生“管理決斷權水平高→財務柔性水平高→企業創新績效高”的傳導路徑，即存在財務柔性的中介效應；第三，CEO變更能正向調節財務柔性在管理決斷權影響創新績效中的中介效應，即存在CEO變更正向的有調節的中介效應。

表8 CEO 變更有調節的中介效應的Heckman 二階段模型：第二階段回歸結果

本文拓展了管理決斷權和財務柔性對企業創新績效的影響研究，有利于管理層揉和管理決斷權和財務柔性決策以提高企業創新績效。本文研究結論的啟示如下：一是可通過公司治理制度給管理者以合理決策空間，提升管理決斷權，調動其創新積極性，并通過整合財務柔性來提升研發投資水平，達到提升創新績效的目的；二是在CEO變更情境下，企業制定科學的管理層聘任機制，嚴格執行“選人用人”的標準，擇優選擇合適的CEO等高級管理者，通過發揮其自主權建立和推動創新導向，整合財務資源，對提升自主創新能力具有重要的現實意義；三是財務資源對研發投入、創新績效具有重要影響，除了企業內部整合保有財務柔性之外，在萬眾創新的當今，政府應大力發展多層次的資本市場，不斷拓寬企業的低成本融資渠道，為提升企業自主創新能力和創新產出營造更好的經營環境。