高管縱向兼任對(duì)國有企業(yè)創(chuàng)新績效的影響
——以風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)為中介

黃衛(wèi)華，魯姝樺，孫 凱

(1.浙江財(cái)經(jīng)大學(xué)管理學(xué)院，浙江 杭州 310018；2.浙江財(cái)經(jīng)大學(xué)中國政府監(jiān)管與公共政策研究院，浙江 杭州 310018)

一、引 言

自2012年開始，中國經(jīng)濟(jì)增速開始逐漸放緩，呈現(xiàn)出“新常態(tài)”。在新常態(tài)下，中國亟須由要素和投資驅(qū)動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長轉(zhuǎn)變?yōu)橛蓜?chuàng)新驅(qū)動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長。除此之外，中國經(jīng)濟(jì)進(jìn)入了一個(gè)從高速增長轉(zhuǎn)向高質(zhì)量發(fā)展的“新時(shí)代”。在“新時(shí)代+新常態(tài)”的背景下，創(chuàng)新無疑是國家發(fā)展的重中之重。國有企業(yè)是我國國民經(jīng)濟(jì)的命脈和中流砥柱，更是我國整體創(chuàng)新能力的集中體現(xiàn)和不可或缺的組成部分。然而，就創(chuàng)新投入和創(chuàng)新效率而言，國有企業(yè)較民營企業(yè)缺乏競爭力[1][2]。

近年來，國有骨干企業(yè)都采用了集團(tuán)高管兼任上市子公司高管的治理結(jié)構(gòu)。潘紅波和韓芳芳(2016)研究發(fā)現(xiàn)，我國近半數(shù)上市公司董事長或總經(jīng)理同時(shí)在股東單位兼任高管[3]。目前學(xué)術(shù)界普遍承認(rèn)高管縱向兼任會(huì)對(duì)企業(yè)經(jīng)營績效產(chǎn)生重大影響，研究爭論的焦點(diǎn)主要在于，在不同產(chǎn)權(quán)和制度背景下，兼任高管動(dòng)機(jī)側(cè)重點(diǎn)的不同會(huì)導(dǎo)致不同的治理效果。國有企業(yè)的風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)程度也會(huì)影響國有企業(yè)創(chuàng)新績效。佟愛琴和李孟潔(2018)認(rèn)為，一方面，在國有企業(yè)中高管縱向兼任加強(qiáng)了大股東對(duì)上市公司的監(jiān)督，提高了企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平[4]。另一方面，創(chuàng)新研發(fā)活動(dòng)具有投入成本高、回收周期長、不確定性風(fēng)險(xiǎn)大等特點(diǎn)，一旦失敗就會(huì)給企業(yè)造成重大經(jīng)濟(jì)損失，創(chuàng)新研發(fā)活動(dòng)對(duì)企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)能力提出了較高要求。

有效的外部監(jiān)督是緩解高管風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)意愿低問題的重要環(huán)節(jié)。完善的信息披露制度能夠發(fā)揮“信息通道”的作用，為外部投資者提供了解公司內(nèi)部管理現(xiàn)狀和未來經(jīng)營方向的渠道，發(fā)揮“外部治理效應(yīng)”，從而激發(fā)管理層承擔(dān)風(fēng)險(xiǎn)開展創(chuàng)新活動(dòng)的意愿。設(shè)計(jì)合適的薪酬契約，以激勵(lì)高管重視國有企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新，對(duì)提升國有企業(yè)的創(chuàng)新績效具有重要意義。高管薪酬粘性作為一種特別的薪酬制度安排，日益受到學(xué)術(shù)界關(guān)注。方軍雄(2009)[5]認(rèn)為高管薪酬粘性體現(xiàn)了薪酬制定者“獎(jiǎng)優(yōu)不懲劣”甚至“獎(jiǎng)優(yōu)低獎(jiǎng)劣”的傾向，其所引發(fā)的權(quán)責(zé)不匹配會(huì)導(dǎo)致管理者忽略現(xiàn)有風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平，從而可能導(dǎo)致企業(yè)投資過度或投資不足，進(jìn)而對(duì)創(chuàng)新績效產(chǎn)生負(fù)面影響[6][7]。

目前，國有企業(yè)創(chuàng)新能力亟待提升，高管縱向兼任能否作為一種監(jiān)督機(jī)制增強(qiáng)企業(yè)的風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)能力，進(jìn)而提升國有企業(yè)的創(chuàng)新績效？有效的外部監(jiān)督能夠補(bǔ)充并加強(qiáng)公司內(nèi)部治理效果，信息披露質(zhì)量作為一項(xiàng)非正式的外部治理制度，是否會(huì)影響高管縱向兼任與風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平之間的關(guān)系？與此同時(shí)，高管薪酬粘性作為一項(xiàng)特殊的薪酬契約，是否發(fā)揮了激勵(lì)國有企業(yè)高管勇于承擔(dān)創(chuàng)新風(fēng)險(xiǎn)的積極作用？本文應(yīng)用代理理論與最優(yōu)契約理論，提出一個(gè)較為完整的研究框架，為國有企業(yè)通過調(diào)整治理結(jié)構(gòu)、信息披露制度和薪酬制度提升創(chuàng)新績效提供理論依據(jù)。

二、文獻(xiàn)綜述及研究假設(shè)

(一)高管縱向兼任與創(chuàng)新績效

Chen和Yang(2021)將縱向兼任定義為上市公司的高管同時(shí)擔(dān)任其控股股東的高管[8]。上市公司尤其是國有企業(yè)高管縱向兼任的現(xiàn)象在我國十分普遍。高管縱向兼任促使大股東發(fā)揮更大“監(jiān)督效應(yīng)”[9]，包括向管理層提交建議、披露信息等方面，有助于緩解股東與管理層之間的代理問題，進(jìn)而對(duì)企業(yè)創(chuàng)新績效產(chǎn)生積極的影響。

創(chuàng)新投資有著周期長、風(fēng)險(xiǎn)高的特點(diǎn)，通常還涉及一定的保密需求，這些特點(diǎn)增加了外部投資者與企業(yè)之間的“信息逆差”。高管縱向兼任大大降低了大股東與上市公司之間的信息不對(duì)稱水平，發(fā)揮了“更少掏空效應(yīng)”，即通過集團(tuán)內(nèi)部融資、互相提供擔(dān)保、流入型關(guān)聯(lián)交易等方式緩解融資壓力，促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新[10]。與母公司(集團(tuán)總部)相比，子公司管理層更了解子公司的實(shí)際資金需求、核心競爭能力、項(xiàng)目前景等，當(dāng)母公司主導(dǎo)集團(tuán)的資本配置時(shí)，高管兼任可以降低母子公司間的信息不對(duì)稱，提升內(nèi)部資本配置效率。當(dāng)上市公司在創(chuàng)新過程中缺少必要的資源時(shí)，大股東可能會(huì)積極協(xié)調(diào)各方資源，以支持企業(yè)順利開展創(chuàng)新活動(dòng)。根據(jù)上述分析，本文提出如下假設(shè)：

H1：國有企業(yè)高管縱向兼任程度越深，企業(yè)創(chuàng)新績效越高。

(二)高管縱向兼任與風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)

Miller 和 Friesen(1978)認(rèn)為“風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)”是管理層為了獲取高額利潤而愿意付出的代價(jià)，企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平高則意味著企業(yè)更傾向于投資不確定性較高的項(xiàng)目，這往往意味著項(xiàng)目前期需要大量資源投入[11]。根據(jù)代理理論，管理層通常追求舒適的生活，個(gè)人利益容易引發(fā)其短視行為，而非努力為股東創(chuàng)造價(jià)值[12]。Jiang(2017)認(rèn)為擁有股權(quán)的管理者會(huì)通過提升風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平選擇與股東利益一致的投資行為[13]。在上市公司中，高管縱向兼任大股東的高管職位意味著其與股東的利益更加一致，從而減少了管理者追求私利的動(dòng)機(jī)，提高企業(yè)的風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)能力，這一點(diǎn)在代理問題更為嚴(yán)重的國有企業(yè)中尤為明顯。據(jù)此，本文提出假設(shè)如下：

H2：國有企業(yè)高管縱向兼任程度越深，企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平越高。

(三)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)與創(chuàng)新績效

Danso等(2016)發(fā)現(xiàn)：高管的冒險(xiǎn)傾向?qū)?chuàng)新有強(qiáng)烈的積極影響[14]，并且這種冒險(xiǎn)傾向在一定程度上決定了公司的風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平。因?yàn)閲衅髽I(yè)同時(shí)具有“企業(yè)盈利性”與“國家公共性”，國有企業(yè)管理層更傾向于投資收益穩(wěn)定的項(xiàng)目，導(dǎo)致其創(chuàng)新活動(dòng)的頻率和程度相對(duì)較低。國有企業(yè)提高風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平后，將更容易打破慣性，通過承擔(dān)高風(fēng)險(xiǎn)來獲取高回報(bào)。據(jù)此，本文提出假設(shè)如下：

H3：國有企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平越高，企業(yè)創(chuàng)新績效越高。

(四)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平的中介作用

綜上所述，本文認(rèn)為國有企業(yè)高管縱向兼任能夠使國有企業(yè)管理者與所有者的利益趨于一致，促使國有企業(yè)的大股東發(fā)揮“更多監(jiān)督效應(yīng)”和“更少掏空效應(yīng)”，從而緩解第一類代理問題。此外，這還有利于國有企業(yè)管理者減少對(duì)私有利益的追求，提升其風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)意愿，同時(shí)也使得國有企業(yè)更容易獲得成本較低的資金，減少資金鏈斷裂的擔(dān)憂，最終增加對(duì)創(chuàng)新活動(dòng)的投資，提升其創(chuàng)新績效。基于代理理論，本文提出如下假設(shè)：

H4：風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)在高管縱向兼任對(duì)國有企業(yè)創(chuàng)新績效的影響中發(fā)揮中介效應(yīng)。

(五)信息披露質(zhì)量的調(diào)節(jié)作用

首先，外部投資者和內(nèi)部經(jīng)營者的信息不對(duì)稱可能加劇代理問題，處于信息劣勢(shì)的投資者失去了對(duì)企業(yè)的監(jiān)督能力，無法理解管理層為創(chuàng)新活動(dòng)付出的努力。其次，證券市場(chǎng)的信息不對(duì)稱還會(huì)影響企業(yè)的融資方案[15]。一個(gè)處于優(yōu)質(zhì)信息環(huán)境中的公司能夠通過較低的借貸成本和更多的債務(wù)發(fā)行量獲得更好的融資方案，而容易獲得融資的企業(yè)往往更具冒險(xiǎn)精神，更愿意投資高風(fēng)險(xiǎn)的項(xiàng)目。最后，與私營企業(yè)管理者不同，國有企業(yè)管理者擁有“經(jīng)濟(jì)人”和“政治人”雙重角色，這意味著國有企業(yè)管理者接受雙重激勵(lì)，在實(shí)踐中，部分國有企業(yè)管理者更在意其作為“政治人”角色所獲得的一系列因政治晉升而帶來的名譽(yù)、聲望等精神利益。因此，國有企業(yè)管理者比私營企業(yè)管理者更有動(dòng)力塑造良好的企業(yè)形象，從而提高企業(yè)聲譽(yù)，進(jìn)而緩解信息不對(duì)稱問題，提高企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平。據(jù)此，本文提出如下假設(shè)：

H5：信息披露質(zhì)量以風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)為中介在高管縱向兼任與國有企業(yè)創(chuàng)新績效的關(guān)系中起正向調(diào)節(jié)作用。

(六)高管薪酬粘性的調(diào)節(jié)作用

相較于民營企業(yè)，國有企業(yè)產(chǎn)權(quán)分離現(xiàn)象更為明顯。國有資產(chǎn)管理部門作為國企所有者的代表，其權(quán)力界限不夠清晰，而政府委派的高管具有“經(jīng)濟(jì)人”和“政治人”的雙重身份，更容易集權(quán)，此時(shí)國企高管很可能會(huì)通過操控薪酬委員會(huì)來設(shè)計(jì)自己的薪酬。研究表明，高管薪酬契約存在“薪酬—業(yè)績”非對(duì)稱性，即薪酬粘性現(xiàn)象[16]。一方面，這種薪酬制度導(dǎo)致高管薪酬在業(yè)績提升時(shí)大幅增長，在業(yè)績下降時(shí)卻不減少甚至依然增長，此時(shí)，高管薪酬契約不僅沒有緩解代理問題，反而通過增加代理成本進(jìn)一步加劇了代理問題[5]。另一方面，薪酬粘性的存在使得高管無需擔(dān)心創(chuàng)新失敗帶來的薪酬大幅下降等一系列懲罰。企業(yè)高管可能會(huì)不顧企業(yè)現(xiàn)有的風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)能力，只關(guān)注加大投資，而較少關(guān)注企業(yè)的投資效率，從而可能出現(xiàn)過度投資和盲目投資的情況[17]。這種盲目擴(kuò)大產(chǎn)能與過度追求規(guī)模的投資行為會(huì)擠壓企業(yè)用于創(chuàng)新投資的資源，最終損害企業(yè)的創(chuàng)新績效。基于以上分析，本文提出以下假設(shè)：

H6：高管薪酬粘性以風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)為中介在高管縱向兼任與國有企業(yè)創(chuàng)新績效的關(guān)系中起負(fù)向調(diào)節(jié)作用。

綜上所述，本文構(gòu)建了理論模型，如圖1所示：

圖1 理論模型圖

三、研究設(shè)計(jì)

(一)數(shù)據(jù)來源與樣本選取

本文對(duì)企業(yè)按所有制進(jìn)行分類，把實(shí)際控制人為國企或政府部門的上市公司定義為國有上市公司。本文以2013—2020年滬深A(yù)股上市國有企業(yè)為研究對(duì)象，剔除了ST、ST*、金融保險(xiǎn)類公司，并且刪除涉及高管縱向兼任等數(shù)據(jù)不全的公司，最終獲取的非平衡面板數(shù)據(jù)包含1222家上市公司，合計(jì)7057個(gè)樣本。為了消除極端值的影響，對(duì)全部連續(xù)變量進(jìn)行了1%和99%的縮尾處理。本文的數(shù)據(jù)全部來自國泰安(CSMR)和同花順數(shù)據(jù)庫，且所有數(shù)據(jù)都使用Excel和Stata16進(jìn)行了處理。

(二)變量測(cè)量

1.被解釋變量：創(chuàng)新績效(Patent)。考慮到研究對(duì)象為國有上市公司，創(chuàng)新投入的提升可能是濫用國家創(chuàng)新資源的體現(xiàn)，無法代表其真實(shí)的創(chuàng)新績效，因此，本文采用反映創(chuàng)新產(chǎn)出的企業(yè)當(dāng)年專利申請(qǐng)總數(shù)的對(duì)數(shù)衡量企業(yè)的創(chuàng)新績效。

2.解釋變量：高管縱向兼任(Interlock)。借鑒Chen和Yang(2021)[8]等學(xué)者的研究，并對(duì)國有企業(yè)進(jìn)行了調(diào)研，本文將企業(yè)經(jīng)營最高負(fù)責(zé)人董事長在企業(yè)股東中擔(dān)任的職位作為縱向兼任的觀察指標(biāo)，并根據(jù)上市公司的董事長在集團(tuán)公司中擔(dān)任的職位高低來判斷縱向兼任程度。考慮到我國獨(dú)有的黨委(黨組)在國有企業(yè)的領(lǐng)導(dǎo)作用，兼任強(qiáng)度賦值如下：擔(dān)任董事長、黨委書記，賦值為5；擔(dān)任副董事長、黨委副書記、董事，賦值為4；擔(dān)任總經(jīng)理，賦值為3；擔(dān)任監(jiān)事會(huì)主席、監(jiān)事、副總經(jīng)理、財(cái)務(wù)負(fù)責(zé)人，賦值為 2；剩余級(jí)別賦值為1；未兼任賦值為0。

3.中介變量：風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)(Risk)。現(xiàn)有研究將股票收益波動(dòng)率(EBIT)和資產(chǎn)收益波動(dòng)率(ASSET)作為企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)的代理變量。立足于我國資本市場(chǎng)尚不完善的現(xiàn)狀，選取經(jīng)行業(yè)調(diào)整的資產(chǎn)收益率(ROA)對(duì)企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平進(jìn)行衡量[4]。計(jì)算公式為：

4.調(diào)節(jié)變量：信息披露質(zhì)量(IDQ)。參考周開國等(2011)[18]的研究，KV指數(shù)代表的信息披露包含強(qiáng)制性信息披露和自愿性信息披露，在一定程度上較為全面地反映了公司的信息披露質(zhì)量。KV指數(shù)通過交易量對(duì)收益率的影響程度來衡量公司信息披露質(zhì)量，KV指數(shù)越大，意味著投資者對(duì)股票交易量所包含信息的依賴程度越高，而對(duì)公司披露信息的依賴度越低，這反映出公司的信息披露質(zhì)量較差。因此，本文將KV指數(shù)取負(fù)值。計(jì)算公式如下：

KV=-10000×β

其中，Pt是第t日的股票收盤價(jià)，Pt-1是第(t-1)日的股票收盤價(jià)，VOLt是第t日的股票交易量，VOL0是研究期內(nèi)所有交易日的平均股票交易量，利用最小二乘法計(jì)算得到β(不考慮β小于0的情況)，β值越小，說明上市公司信息披露越充分，信息披露質(zhì)量越高。

5.調(diào)節(jié)變量：高管薪酬粘性(Stick)。參考步丹璐和文彩虹(2013)[19]的做法，將5年作為一個(gè)觀測(cè)周期，并將其分為利潤上升的年份和利潤下降的年份，以這兩類年份的薪酬業(yè)績敏感度均值之差作為當(dāng)年高管薪酬粘性的衡量標(biāo)準(zhǔn)。計(jì)算公式為：

其中，Stick表示國有企業(yè)當(dāng)年高管薪酬粘性；D=i代表國有企業(yè)利潤的變化情況，利潤上升時(shí)i=1，利潤下降時(shí)i=0；Pay表示國有企業(yè)排名前三高管的年度薪酬總額，(Payt-Payt-1)/Payt-1表示高管薪酬變動(dòng)率；NI表示國有企業(yè)凈利潤，(NIt-NIt-1)/NIt-1表示國有企業(yè)利潤變動(dòng)率。

6.控制變量：一是企業(yè)的經(jīng)營狀況與財(cái)務(wù)狀況，主要包括財(cái)務(wù)標(biāo)桿(Leverage)、企業(yè)規(guī)模(Size，用總資產(chǎn)的自然對(duì)數(shù)來表示)及營業(yè)收入(Income)。二是公司治理情況，主要為兩職合一(Dual，當(dāng)董事長與總經(jīng)理為同一人時(shí)取值為1，否則為0)。為了避免模型本身的內(nèi)生性，本文將行業(yè)(Industry)和時(shí)間(Year)也作為控制變量。

四、實(shí)證結(jié)果分析

(一)描述性統(tǒng)計(jì)與相關(guān)分析

描述性統(tǒng)計(jì)和相關(guān)分析的結(jié)果如表1所示。首先，高管縱向兼任的均值為1.871，這代表上市公司高管兼任的情況在國有企業(yè)中普遍存在，并且具有一定兼任強(qiáng)度。其次，國有企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平整體較低，平均值僅為0.046。同時(shí)，在此期間，國有企業(yè)專利申請(qǐng)總數(shù)的均值為76.682，說明國有企業(yè)具備一定的創(chuàng)新能力。最后，從各指標(biāo)的相關(guān)系數(shù)上來看，營業(yè)收入與創(chuàng)新績效顯著正相關(guān)(r=0.053，p<0.01)，企業(yè)規(guī)模與創(chuàng)新績效顯著正相關(guān)(r=0.378，p<0.01)，兩職合一與創(chuàng)新績效顯著負(fù)相關(guān)(r=-0.033，p<0.01)，這與以往學(xué)者的研究相一致。另外，自變量間的相關(guān)系數(shù)均低于0.60，回歸方程的方差膨脹因子(VIF)均小于10，這表明自變量之間不存在明顯的多重共線性問題。

表1 描述性統(tǒng)計(jì)與相關(guān)分析結(jié)果

(二)主效應(yīng)檢驗(yàn)

模型1構(gòu)建了控制變量營業(yè)收入、企業(yè)規(guī)模、兩職合一、財(cái)務(wù)杠桿與企業(yè)創(chuàng)新績效間關(guān)系，其數(shù)學(xué)表達(dá)式如下：

Patent1=α0+α1Controls+μ1

(模型 1)

在此基礎(chǔ)上，為驗(yàn)證假設(shè)H1，將高管縱向兼任加入回歸模型，構(gòu)建模型2，其數(shù)學(xué)表達(dá)式如下：

Patent2=β0+β1Controls+β2Interlock+μ2

(模型 2)

結(jié)果顯示，高管縱向兼任對(duì)國有企業(yè)創(chuàng)新績效有顯著正向影響(β=1.568，p<0.05)，假設(shè)H1得到驗(yàn)證，即國有企業(yè)縱向兼任程度越高，越能夠發(fā)揮“更多監(jiān)督效應(yīng)”以及“更少掏空效應(yīng)”，提升企業(yè)創(chuàng)新績效。

為驗(yàn)證假設(shè)H2，在考慮控制變量的基礎(chǔ)上，以高管縱向兼任為自變量，以風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)為因變量，構(gòu)建模型3，數(shù)學(xué)表達(dá)式如下：

Risk=γ0+γ1Controls+γ2Interlock+μ3

(模型 3)

結(jié)果顯示，高管縱向兼任對(duì)企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)有顯著正向影響(β=0.029，p<0.05)，意味著高管縱向兼任行為能夠弱化企業(yè)管理層過分追求私有收益的動(dòng)機(jī)，使其敢于從事風(fēng)險(xiǎn)較高、周期較長的創(chuàng)新活動(dòng)，假設(shè)H2得到驗(yàn)證。

為驗(yàn)證假設(shè)H3，在考慮控制變量的基礎(chǔ)上，以風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)為自變量，以創(chuàng)新績效為因變量，構(gòu)建模型4，其數(shù)學(xué)表達(dá)式如下：

Patent3=η0+η1Controls+η2Risk+μ4

(模型 4)

結(jié)果顯示，企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)對(duì)創(chuàng)新績效有顯著正向影響(β=0.966，p<0.1)，企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)能力越強(qiáng)，創(chuàng)新績效越好，假設(shè)H3得到驗(yàn)證。

(三)中介效應(yīng)檢驗(yàn)

為驗(yàn)證假設(shè)H4，構(gòu)建了模型5，其數(shù)學(xué)表達(dá)式如下：

Patent4=φ0+φ1Controls+φ2Interlock+φ3Risk+μ5

(模型 5)

根據(jù)溫忠麟和葉寶娟(2014)[20]提出的中介效應(yīng)的檢驗(yàn)標(biāo)準(zhǔn)，對(duì)表2中模型2和模型5進(jìn)行對(duì)比分析可知，在加入中介變量風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)后，高管縱向兼任對(duì)企業(yè)創(chuàng)新績效的正向影響仍然顯著(β=1.515，p<0.05)，且系數(shù)呈下降趨勢(shì)。此時(shí)，企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)對(duì)創(chuàng)新績效仍然有顯著正向影響(β=0.920，p<0.1)。這表明高管縱向兼任通過緩解代理沖突，在一定程度上提升了企業(yè)的風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)能力，從而促進(jìn)國有企業(yè)創(chuàng)新。風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)在高管縱向兼任與企業(yè)創(chuàng)新績效之間具有部分中介作用，假設(shè)H4得到驗(yàn)證。

表2 主效應(yīng)及中介效應(yīng)多元回歸分析結(jié)果

(四)調(diào)節(jié)作用檢驗(yàn)

為驗(yàn)證假設(shè)H5，構(gòu)建了模型6，其數(shù)學(xué)表達(dá)式如下：

Risk=ν0+ν1Controls+ν2Interlock+ν3IDQ+ν4Inter1+μ6

(模型 6)

根據(jù)調(diào)節(jié)效應(yīng)的檢驗(yàn)標(biāo)準(zhǔn)，對(duì)表3中模型6進(jìn)行分析，企業(yè)高管縱向兼任和信息披露質(zhì)量的交互項(xiàng)Inter1與企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平之間呈顯著關(guān)系，表明信息披露質(zhì)量對(duì)高管縱向兼任與風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)的關(guān)系有顯著的正向調(diào)節(jié)作用(β=0.026，p<0.05)，假設(shè)H5成立。高質(zhì)量的信息披露能夠發(fā)揮“治理效應(yīng)”和“聲譽(yù)效應(yīng)”，作為一項(xiàng)非正式的制度安排，可以加強(qiáng)高管縱向兼任所發(fā)揮的內(nèi)部監(jiān)督效應(yīng)，并為國有企業(yè)帶來更多用于創(chuàng)新活動(dòng)的資金支持，有助于彌補(bǔ)國有企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)意愿不強(qiáng)的問題，進(jìn)而提升國有企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)能力。

表3 調(diào)節(jié)效應(yīng)多元回歸分析結(jié)果

為驗(yàn)證假設(shè)H6，構(gòu)建了模型7，其數(shù)學(xué)表達(dá)式如下：

Patent5=λ0+λ1Controls+λ2Risk+λ3Stick+λ4Inter2+μ7

(模型 7)

根據(jù)調(diào)節(jié)效應(yīng)的檢驗(yàn)標(biāo)準(zhǔn)，對(duì)表4中模型7進(jìn)行分析可知，企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)和高管薪酬粘性的交互項(xiàng)Inter1與創(chuàng)新績效之間呈顯著關(guān)系，表明高管薪酬粘性對(duì)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)與創(chuàng)新績效的關(guān)系有顯著的負(fù)向調(diào)節(jié)作用(β=-1.294，p<0.05)，假設(shè)H6成立。高管薪酬粘性是管理層權(quán)力的體現(xiàn)，它放大了激勵(lì)作用，可能導(dǎo)致經(jīng)理人過度投資或投資不足，從而損害國有企業(yè)的創(chuàng)新績效，因此帶有粘性的薪酬制度不利于提升風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)與創(chuàng)新績效的關(guān)系。

表4 有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)多元回歸分析結(jié)果

(五)有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)檢驗(yàn)

為進(jìn)一步驗(yàn)證是否存在有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)，本文進(jìn)行了多元線性回歸分析，其結(jié)果如表4所示。

根據(jù)溫忠麟和葉寶娟(2014)[21]的建議，構(gòu)建了模型8、模型9、模型10、模型11、模型12、模型13和模型14，數(shù)學(xué)方程式如下：

Patent6=C0+C1Controls+C2Interlock+C3IDQ+C4Inter1+μ8

(模型 8)

Patent7=?0+?1Controls+?2Interlock+?3Risk+?4IDQ+?5Inter3+μ9

(模型 9)

Patent8=κ0+κ1Controls+κ2Interlock+κ3Risk+κ4IDQ+κ5Inter1+μ10

(模型 10)

Patent9=χ0+χ1Controls+χ2Interlock+χ3Stick+χ4Inter4+μ11

(模型 11)

Risk=ω0+ω1Controls+ω2Interlock+ω3Stick+ω4Inter4+μ12

(模型 12)

Patebt10=Ψ0+Ψ1Controls+Ψ2Interlock+Ψ3Risk+Ψ4Stick+Ψ6Inter2+μ13

(模型 13)

Patebt11=ξ0+ξ1Controls+ξ2Interlock+ξ3Risk+ξ4IDQ+ξ5Stick+ξ6Inter1+ξ7Inter2+μ14

(模型 14)

信息披露質(zhì)量對(duì)中介效應(yīng)調(diào)節(jié)作用的檢驗(yàn)結(jié)果顯示：首先，模型8中Inter1的系數(shù)不顯著，可以看出信息披露質(zhì)量對(duì)直接效應(yīng)未起到顯著的調(diào)節(jié)作用；其次，對(duì)模型6進(jìn)行分析，高管縱向兼任對(duì)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)有顯著的正向影響(β=0.019，p<0.01)，且該交互項(xiàng)Inter1對(duì)國有企業(yè)創(chuàng)新績效的效應(yīng)顯著為正(β=0.026，p<0.01)；最后，在模型9中，信息披露質(zhì)量與風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)的交互項(xiàng)Inter3的系數(shù)不顯著，因此信息披露質(zhì)量是通過正向影響前半段中介效應(yīng)來實(shí)現(xiàn)其對(duì)創(chuàng)新績效的正向影響的。

高管薪酬粘性對(duì)中介效應(yīng)調(diào)節(jié)作用的檢驗(yàn)結(jié)果顯示：首先，模型11中Inter4的系數(shù)不顯著，可以看出高管薪酬粘性對(duì)直接效應(yīng)未起到顯著的調(diào)節(jié)效應(yīng)；其次，對(duì)模型12進(jìn)行分析，高管縱向兼任對(duì)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)有顯著的正向影響(β=0.029，p<0.05)；最后，在模型13中，Inter2的系數(shù)顯著(β=-1.266，p<0.05)，因此高管薪酬粘性是通過負(fù)向影響后半段中介效應(yīng)來實(shí)現(xiàn)其對(duì)創(chuàng)新績效的負(fù)向影響的。

接下來，同時(shí)放入Inter1和Inter2，模型14的主效應(yīng)依舊顯著(β=0.016，p<0.01)，Inter1顯著且為正(β=0.042，p<0.01)，Inter2顯著且為負(fù)(β=-0.123，p<0.01)。因此有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)模型成立，信息披露質(zhì)量對(duì)前半段中介的正向調(diào)節(jié)和高管薪酬粘性對(duì)后半段中介效應(yīng)的負(fù)向調(diào)節(jié)作用能夠同時(shí)存在。

五、內(nèi)生性檢驗(yàn)及穩(wěn)健性檢驗(yàn)

(一)改變自變量

為緩解高管縱向兼任可能帶來的內(nèi)生性問題，本文改變自變量，使用高管縱向兼任的滯后一期來考察其與國有企業(yè)創(chuàng)新績效之間的關(guān)系。回歸結(jié)果如表5所示，滯后一期Interlock的系數(shù)顯著為正(β=1.597，p<0.05)。支持了原假設(shè)。

表5 內(nèi)生性檢驗(yàn)

(二)剔除干擾年份

2013年和2015年，中央分別出臺(tái)了國企改革措施。因此這兩年的數(shù)據(jù)存在一定的不穩(wěn)定性，為檢驗(yàn)本文模型的穩(wěn)健性，分別剔除這兩年的數(shù)據(jù)以及同時(shí)剔除這兩年的數(shù)據(jù)，再次對(duì)主效應(yīng)進(jìn)行回歸分析。結(jié)果如表6所示，不管是剔除2013年(β=1.835，p<0.01)，還是剔除2015年(β=1.453，p<0.05)，又或是同時(shí)剔除2013年和2015年(β=1.772，p<0.05)，高管縱向兼任都對(duì)創(chuàng)新績效產(chǎn)生了顯著的正向影響。

表6 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

(三)傾向得分匹配

針對(duì)內(nèi)生性問題，本文采用PSM法進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，用最鄰近法來進(jìn)行匹配。匹配變量包括：公司規(guī)模(Size)、成長性(Growth)、第一大股成持股比例(Top1)、托賓Q值(TBQ)、財(cái)務(wù)杠桿(Leverage)、兩職合一(Dual)。表7是平衡假設(shè)檢驗(yàn)結(jié)果，可以看出，在匹配前，處理組和對(duì)照組的各指標(biāo)均存在顯著差異。而匹配后所有t值均不顯著，說明處理組和控制組沒有系統(tǒng)差異，因此平衡假設(shè)得到驗(yàn)證。

表7 平衡假設(shè)檢驗(yàn)結(jié)果

配對(duì)之后的回歸結(jié)果如表8所示，全樣本中高管縱向兼任與國有企業(yè)創(chuàng)新績效顯著正相關(guān)(β=0.017，p<0.01)，符合假設(shè)H1的預(yù)期，說明考慮內(nèi)生性問題后研究結(jié)論依然穩(wěn)健。

表8 配對(duì)后回歸檢驗(yàn)結(jié)果

六、結(jié)論及啟示

本文基于委托代理和最優(yōu)契約理論，以國有企業(yè)為研究對(duì)象引入風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)作為中介變量，引入信息披露質(zhì)量和高管薪酬粘性作為調(diào)節(jié)變量，探索高管縱向兼任影響國有企業(yè)創(chuàng)新績效的內(nèi)在機(jī)制，結(jié)果發(fā)現(xiàn)高管的縱向兼任總體上可以促進(jìn)國有企業(yè)創(chuàng)新，而風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平在一定程度上決定了企業(yè)對(duì)創(chuàng)新活動(dòng)的投入程度，基于委托代理視角，大股東兼任高管從一定意義發(fā)揮了“更多監(jiān)督效應(yīng)”和“更少掏空效應(yīng)”，降低了管理層的自利傾向，提高其風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)能力。

高質(zhì)量的信息披露可以作為公司內(nèi)部治理機(jī)制的補(bǔ)充，發(fā)揮其“治理效應(yīng)”，降低外部投資者與內(nèi)部管理層的信息不對(duì)稱水平，增加公司透明度，完善中小股東的監(jiān)督機(jī)制，有助于促使管理層提高風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平，從事創(chuàng)新活動(dòng)。此外，高質(zhì)量的信息披露還能為企業(yè)帶來“聲譽(yù)效應(yīng)”，良好的聲譽(yù)使企業(yè)更容易獲得從事高風(fēng)險(xiǎn)活動(dòng)的資金支持。高管薪酬粘性作為一項(xiàng)非對(duì)稱性“薪酬—業(yè)績”安排，在我國國有企業(yè)中十分普遍。盡管過去的研究主要關(guān)注高管薪酬粘性的存在性及其影響因素，但本文首次將高管薪酬粘性作為一項(xiàng)薪酬制度安排納入研究模型，結(jié)果發(fā)現(xiàn)高管薪酬粘性作為代理問題的一種表現(xiàn)形式，由于其“獎(jiǎng)優(yōu)低懲劣”甚至“獎(jiǎng)優(yōu)獎(jiǎng)劣”的特點(diǎn)，可能導(dǎo)致管理者忽視企業(yè)既定風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平，進(jìn)行過度投資，從而擠占原本用于創(chuàng)新的資源，最終損害了創(chuàng)新績效。即高管薪酬粘性通過負(fù)向調(diào)節(jié)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)與創(chuàng)新績效的關(guān)系，對(duì)高管縱向兼任與國有企業(yè)創(chuàng)新績效之間的關(guān)系產(chǎn)生了負(fù)面影響。

本文具有以下幾點(diǎn)實(shí)踐啟示：首先，國有企業(yè)普遍存在高管縱向兼任現(xiàn)象，兼任高管作為上市公司和大股東之間的紐帶，大大減少了其信息不對(duì)稱水平，從一定程度上緩解了代理問題。對(duì)于上市公司而言，高管縱向兼任通過發(fā)揮“更多監(jiān)督”和“更少掏空”提升公司風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)能力來提高國有企業(yè)創(chuàng)新績效，而縱向兼任董事長所能發(fā)揮的“更多監(jiān)督”和“更少掏空”的程度更為顯著。因此大股東在考慮高管兼任職位時(shí)，應(yīng)優(yōu)先考慮董事長這一職位。對(duì)于政府而言，高管縱向兼任有助于政府對(duì)國有企業(yè)進(jìn)行監(jiān)督，從而解決國有企業(yè)可能存在的內(nèi)部人控制問題，最終實(shí)現(xiàn)國有資產(chǎn)保值增值。其次，高質(zhì)量的信息披露能夠同時(shí)發(fā)揮“治理效應(yīng)”和“聲譽(yù)效應(yīng)”，緩解企業(yè)的代理問題，為企業(yè)帶來低成本的創(chuàng)新資金，提高企業(yè)進(jìn)行創(chuàng)新活動(dòng)的意愿，從而提升企業(yè)的創(chuàng)新績效。因此，提升國有企業(yè)信息披露質(zhì)量是國企改革中的重要一環(huán)。要鼓勵(lì)國有企業(yè)“能說就要說”，讓投資者了解其經(jīng)營狀況以及投資狀況，發(fā)揮各方利益相關(guān)者特別是中小股東對(duì)國有企業(yè)的監(jiān)督作用，通過提高公司的透明度獲得更多的資金支持。最后，合適的薪酬激勵(lì)制度有助于國有企業(yè)創(chuàng)新績效的提升。高管薪酬粘性作為一項(xiàng)非對(duì)稱性“薪酬—業(yè)績”安排，很可能是管理者權(quán)力的體現(xiàn)，并通過過度投資行為損害創(chuàng)新績效。因此，國有企業(yè)在設(shè)計(jì)薪酬契約時(shí)，應(yīng)考慮高管薪酬變動(dòng)與經(jīng)營效益變動(dòng)之間的一致性，制定出科學(xué)合理的薪酬契約方案，以促進(jìn)股東價(jià)值最大化。本文建議，國有企業(yè)應(yīng)當(dāng)建立合適的薪酬激勵(lì)機(jī)制，減少高管薪酬粘性影響，不斷完善治理結(jié)構(gòu)和投資決策機(jī)制，以減少管理層的非理性行為，進(jìn)一步推動(dòng)國有企業(yè)的創(chuàng)新發(fā)展。