产业链治理：董事会协同能力的影响因素

汪 延 明

（1.南开大学公司治理研究中心，天津市 300071；2.青海民族大学经济学院，青海 西宁 810007）

一、相关文献述评

戴[1]提出协同能力概念之后，西蒙南[2]从广义角度研究协同能力，提出企业把协同的经验转化为一种能力，并依据这种能力将协同经验内化为组织内部或个人的经验。戴[3]进一步将协同能力划分为四个维度，认为顾客相关知识和技能、关系导向两个维度产生组织对外的能力；而流程的整合、调整涉及组织内部的管理能力。在此基础上形成的协同交流（Collaborative Exchange），更有利于通过组织间的咨询和网络连接实现长期利益。基于戴的观点，协同能力研究趋向于四个方面，迪克[4]、斯维思塔娃[5]、胡利[6]、拉普[7]研究顾客关系与企业协同能力间的关系；鲍威尔[8]、莫尔[9]、门泽尔[10]提出战略伙伴关系会随时间而推移，价值观、固化的规则、心智模式是协同能力增强的源泉；若门斯[11]、门格[12]、普占格[13]研究沟通行为与协同能力间的关系；克拉特[14]、卡塔尔[15]多研究协调与协同能力间的关系。这些研究基本将协同能力置于一种关系能力的框架下，认为只要设计一种快速反应协调、沟通活动的新机制来代替传统的管理活动，就能提升协同能力，没有从真正意义上的协同角度研究问题。从赫尔曼·哈肯1976年创立的协同学（Synergetic）来看，协同研究开放系统通过内部子系统间的协同合作形成宏观有序结构的机理和规律，它把一切对象看成由组元、部分或子系统构成的系统，这些子系统彼此间通过物质、能量、信息交换等方式相互作用，整个协同形成一种整体效应及新型结构。因此，协同能力首先要求研究对象具备由若干子系统构成的开放系统条件；其次，根据协同学的要求寻求产生“相变”（系统由原来状态演变为另一状态）的“涨落”力（产生相变的诱发因素），在涨落力的引导下，形成“序参量”（本文指管理或治理模式下的协同能力）。李维安[16]研究网络治理时认为，协同是网络组织的必要条件，只要自组织内部以网络形式产生交易关系，必有协同问题的产生。产业链是一种特殊的网络组织，必然存在协同问题，而且产业链是由若干节点企业组成、上下游逐步延伸的开放系统，技术是产生相变的涨落力，因此产业链董事会中嵌进技术董事，由技术董事的协同作用诱发产业链董事会的协同能力，在治理层面解决“买脑”问题，通过技术协同研发分散研发成本，进而提升产业链的竞争力，最大限度地发挥产业链的经济功能和社会功能。

产业链董事会协同能力是在一种诱发因素（技术董事协同）的引导下，影响董事会协同能力的诸因素在一定的方式下相互作用、协调配合、同步，[17]产生董事会整体功能的放大，实现1+1>2的效果。

二、产业链董事会协同能力的理论模型及假设

1.产业链董事会协同能力影响因素的提炼

巴巴达吉斯[18]研究董事会特征时认为，对企业战略过程产生重大影响的是与决策相关的特征和关系特征，而不是董事会的人口统计学特征。巴巴达吉斯虽然没有直接指出这些相关特征和关系特征，但可以推断出与决策和关系相关的能力因素，海利曼[19]认为，知识将有助于增加董事会认知的技能，并能够提高董事会决策的能力（范围和质量）。威森特[20]研究网络董事会资本问题时认为，网络董事会的决策、协同等能力在很大程度上取决于董事会的教育水平，同时他还指出董事会的会议频率衍生董事会的能力，进而影响网络的绩效。芬克尔斯坦和哈门布莱克[21]研究董事会有效性时，发现有效的董事会的能力产生于董事会工作群体要达到的目标条件，这些条件包括知识、信息、群体间的信任和董事会的凝聚度。李光祥[22]研究企业内部团队协同机制的影响因素时，强调团队协同行为的重要性，认为成员间的合作方式是一个非自愿的过程，如果不有效控制这个过程，协同机制就难以发挥其效能。卜琳华和蔡得章[23]研究指出，团队固有的特征和构成因素是影响协同能力的重要因素。

毛克郁和杜刚[24]认为，企业协同因素包括知识、资源、制度、流程和关系的协同。董事会是一群知识工人，是由高素质的人才组成的工作团队，知识、信息、权力、动力、时间是影响董事会素质（能力）的重要因素。[25]综上所述，影响董事会能力的因素既有来自教育背景的知识、技能，也有董事长期从事研究和管理企业的沉没经验，同时还包括公司治理产生的制衡权力和董事会工作的时间，将这些因素归结到董事会的能力之中，形成产业链董事会协同能力的影响因素集。具体包含知识因素、关系因素、信息因素、权力因素、动力因素、时间因素。

萧鸣政[26]认为，调查咨询法是通过对一些人力资源管理人员、资深专家、企业董事会的相关人员进行广泛调查和咨询搜集要素的方法。本文认为技术董事和产业链董事会是一个全新的概念，甄别其协同能力的真实性必须依赖这一方法的指导。为此，选取15所高校的22位公司治理专家，进行电话访谈、提炼核心观点；实地到7个企业集团，针对近似于技术董事的董事人员和董事会进行调研。从访谈和调研结果看，专家的意见集中于三点：其一，技术主导型产业链董事会中嵌进技术董事，技术董事协同的重要成分体现在专家权力产生的效应上，罗宾斯[27]将其称为人格魅力和知识产生的一种深度的影响，这种影响会产生其他董事的模仿和随同，进而影响董事会能力；其二，技术董事的职能应该在技术协同中发挥其董事的职能作用，职能体现的协同效应可以间接影响董事会的协同；其三，产业链董事会的职能决定技术研发的战略布局，董事会的预期在一定程度上反映董事会战略的目标，对当期的能力开发有鞭策作用。从企业集团调研的情况可以看出，一些具有技术背景的董事人员在董事会会议上提供技术信息，可以协调其他董事对技术研发产生的歧义；技术董事的专家效应会给董事会带来额外效应，如外部的经验、外部研发模式等；董事会的潜效应对董事会能力的培育有一定的激励作用。根据调研结论，拟将技术董事的协同效应（专家效应）和产业链董事会的潜效应作为影响董事会协同能力的影响因素和文献综述得来的六个因素汇集成影响产业链董事会协同能力的八个因素（参见表1）。

2.产业链董事会协同能力理论模型（参见图1）及理论假设

资源理论学派认为，知识常常具体化为知识的积累和董事所拥有的技能集合，这些知识有助于增加总体的认知资源，并能够提高董事会决策的质量和能力。对知识的重要性学者们很早就有定论，科普兰和塔娃[28]认为，董事的能力、判断、经验和知识密切相关，由知识引致的董事素质是有效的公司治理的前提和基础。赫尔曼[29]研究发现，董事会成员知识背景的多样化，便于在董事会会议上展开更大范围的讨论。康朋特和威斯坦菲[30]还发现，特定的知识在特定的背景下可以给董事会带来好处，提高董事会议事的质量。贝辛格和巴特勒[31]认为，由于信息处理的复杂性，董事会需要足够的专门知识来提升评价可选方案和有效作出决策的能力。奥沙利文[32]从动态能力的角度提出，董事会面对激烈的竞争，应该将永续性学习纳入其工作范围之内，只有学习才能产生知识积累，现在的知识积累是董事会处理不确定性的主要能力体现。为此，本文给出以下假设：

H1：知识与产业链董事会的协同能力正相关。

表1 产业链董事会协同能力影响因素及解释指标

产业链董事会的关系是建立在协调基础上的内外两种关系网络。内部关系包括董事会的组织运作、有效的协调机制和团结，主要实现团队成员之间稳定的关系，在工作中会产生积极的协同作用；[33]外部关系主要针对产业链节点企业的战略联盟关系的维系。据此提出以下假设：

H2：关系与产业链董事会协同能力呈正相关。

康吉曼[34]研究指出，对董事会而言，信息是影响企业的偶然事件、重大事件和活动的数据。佩恩研究信息和董事会有效性问题时，将视角界定在康吉曼的概念框架下，发现掌握这类信息的董事会有较强的判断、分析能力。罗瑟福[35]认为，拥有高质量信息的董事会更能有效地控制经理层。杨军[36]在董事会治理研究中也发现，董事会获取信息的渠道较多，特别是非执行董事掌握的信息较为准确、充分的情况下，董事会甄别信息的能力将得以提高。由此产生以下假设：

H3：信息与产业链董事会协同能力正相关。

劳特巴赫[37]认为，权力是制定和影响决策、克服阻力并达到既定目标的能力。就产业链董事会而言，战略决策权相对于经营层的权力越大，越能推出创新性战略，[38]而董事会权力的又一体现是战略执行的监督和控制功能的放大。[39]于是，提出下述假设：

H4：权力与产业链董事会协同能力之间存在正相关关系。

杨军认为合理的报酬制度是董事成员产生积极性的动力杠杆。同时，门哈蒙[40]研究激励与董事会有效性问题时指出，激励是指个人投入精力执行某项特殊任务的意愿。对这一观点，康吉曼进一步解释为董事参加会议、阅读材料、花费在企业活动上的时间以及有助于决策的欲望。在以往的研究中，将激励限定在财务标准，用公司的股份或者股票进行衡量，但伯格[41]从代理理论的视角验证激励时，发现董事的所有权增强了实施控制的动力。詹森和梅克林[42]也很早就认为，董事的所有权与激励存在正向变动的关系。也有一些学者认为，建立董事报酬制度可以积极推动董事及董事会的有为行为，但很多情况下报酬体现的意义不是太大，很多非执行董事在自己的专职工作中能够获得大量的收入，他们参加董事会并不是为了钱，而是为了能够获得新思想，同时能够从公司治理中获得满足。董事的激励应该将个人努力与董事会的产出联系在一起的报酬[43]和工作的肯定结合起来，才能促进董事勤勉和从事角色活动，激发董事会整体的能力。由此得出以下假设：

H5：动力与产业链董事会协同能力正相关。

时间是产业链董事会有效利用知识、信息、权力和激励的前提。董事会工作是以会议的形式展开，因此召开会议的时间、讨论问题的时间、会议作准备的时间将由时间的有效利用和周密安排体现董事会的有效性。[44]也有学者将视角转向董事会会议的频率（单位时间内召开会议的次数）研究董事会的有效性，瓦费斯[45]认为，董事会会议次数在混乱期（问题较多的时期）往往会增多，这样的董事会会促进企业绩效。技术主导型产业链是一个开放的系统，其内外关系非常复杂，产业链董事会面对混乱期对时间的把握和有效利用，是检验董事会协同能力的手段之一。为此，提出下面的假设：

H6：有效的时间安排能促进产业链董事会协同能力的提高。

产业链董事会的协同能力也受技术董事协同效应的影响。技术董事协同效应分为直接效应和间接效应。直接效应指技术董事通过协同直接实现的自身满足程度。技术董事协同产生的直接效应是一种能力的配置和体现过程，这种能力的释放为董事会协同能力产生集聚效应。间接效应在组织行为理论中称为专家权力，是指技术董事作为技术专家，其人格魅力和知识产生的一种对他人的深度影响。间接效应可以形成董事会成员间的认知和共识，也为节点企业人才资源的开发、利用产生号召力，更有利于次技术董事的仿效和节点企业董事会协同能力的提升。为此，提出以下假设：

H7：技术董事的协同效应与产业链董事会的协同能力正相关。

约翰逊[46]认为，董事会要体现团队动力学特征，从董事人选到董事会目标都基于能力和品质的建设，有效的董事会能够将追求远期的工作目标、应尽的责任和业务内化为良好的预期，产生内源动力。为此，提出如下假设：

H8：产业链董事会对潜在效应的追求程度越高，董事会协同能力越强。

三、研究方法

选择浙江、贵州、云南、四川、河南、陕西、甘肃、青海、天津、北京等10个省市的36个企业集团通过电子问卷进行预调研，收回有效问卷29份；考虑到电子邮件的弊端，采用电子邮件、电话访谈、实地调研、对工商管理硕士（MBA）和高级管理人员工商管理硕士（EMBA）学员发放问卷等形式，在预调研选择的10个省市的基础上，将调研范围扩大到22个省市15个行业，共发放问卷300份，收回256份，回收率占85.33%。数据录入软件使用Excel，录入过程中对雷同、漏填、多题同一选项的问卷进行删除，最后的分析样本数为225份。

本文分析方法采用因子分析和结构方程模型，统计软件采用SPSS15.0，结构方程软件采用LISREL8.70。

四、数据分析和结果

1.问卷的信度和效度

本文问卷采用5级Likert量表测量，其最小分值1代表完全不同意，最大分值5代表完全同意。因涉及技术董事协同能力（构念）的不同指标测度问题，所以用同等信度（Equivalence Reliability）的克隆巴赫系数（Cronbach’s α）分析其信度。用SPSS15.0软件对17个待测项的3825个观测数据进行分析，17个待测项的α值为0.703，根据克隆巴赫系数数据检验要求，当样本数介于待测项的10~20倍、α>0.7时就有良好的信度。本文的样本数为225，介于170和340之间，α=0.703>0.7，所以量表具有良好的信度。

对效度的分析，本文问卷是在前人研究成果的基础上，采用“德尔菲”法进行问卷的真实性验证，所以有很好的内容效度。另外，还采用主成因子分析法检验量表的效度，以1为特征值截取数据，最大化正交旋转结果显示，提取的因子与6个研究的因子相对应，巴特利特（Bartlett’s）球形检验显著（Sig.=0.000），KMO=0.832，累积方差贡献率为75.22%。因子载荷值均大于0.5，表明量表具有良好的效度。

本文的数据具有真实性和可靠性，可以进一步进行结构方程模型的分析和相关性检验。

2.结构方程模型分析及相关性检验

利用LISREL8.70软件，对本文架构的产业链董事会协同能力影响因素理论模型的数据拟合与路径参数进行分析。从模型整体拟合的结果看，X2/df=1.294＜5，RMSEA=0.037＜0.5，NNFI=0.902＞0.9，CFI=0.903＞0.9，SRMR=0.067＜0.08，说明模型拟合度良好。

从参数估计看，知识因素对产业链董事会协同能力的参数估计值为 0.62＞0，T=2.72＞2，表明知识因素对产业链董事会协同能力的正向影响非常显著，因此假设H1得以验证。

关系因素对产业链董事会协同能力的参数估计值为0.31＞0，T=2.00，表明关系因素对产业链董事会协同能力的正向影响较显著，假设H2得到验证。

信息因素对产业链董事会协同能力的参数估计值为 0.14＞0，T=0.97＜2，表明信息因素对产业链董事会协同能力的影响不显著，假设H3没有得到验证。

权力因素对产业链董事会协同能力的参数估计值为 0.47＞0，T=2.01＞2，表明权力因素对产业链董事会协同能力的正向影响比较显著，假设H4得以验证。

动力因素对产业链董事会协同能力的参数估计值为 0.48＞0，T=2.40＞2，表明权力对产业链董事会协同能力的正向影响比较显著，因此假设H5得到验证。

本文考虑到时间因素的单维性，所以验证过程中将时间因素按潜变量处理，后边的产业链董事会协同效应的处理方法类似。时间因素对产业链董事会协同能力的参数估计值为0.38＞0，T=4.38＞2，表明时间因素对产业链董事会协同能力的正向影响非常显著，假设H6得到很好的验证。

技术董事协同效应对产业链董事会协同能力的参数估计值为 0.74＞0，T=2.55＞2，表明技术董事协同效应对产业链董事会协同能力的正向影响非常显著，因此假设H7得到很好的验证。

产业链董事会协同预期价值效应对产业链董事会协同能力的参数估计值为0.53＞0，T=6.30＞2，表明产业链董事会价值效应对产业链董事会协同能力的正向影响非常显著，假设H8得到验证。

五、结 论

本文通过梳理前人研究的文献资料，结合“德尔菲”法提出了研究产业链董事会协同能力影响因素的理论模型，将影响因素划分为知识因素、关系因素、信息因素、权力因素、动力因素、时间因素、技术董事协同效应因素和产业链董事会协同预期效应因素八个方面。在实证研究中发现，知识对产业链董事会协同能力的影响比较显著，特别是董事会成员的专业技能和董事会的敏锐性，对协同能力的作用较强；产业链董事会的内外部关系处理越好，协同能力就越强；权力对产业链董事会协同能力的影响也比较显著，董事会的战略决策权、监督权和控制权越大，产业链董事会的协同能力就越强；产业链董事会协同动力（主要表现在对董事的有效报酬激励和董事工作的肯定）越强，协同能力越强；有效的时间安排对产业链董事会的协同能力产生积极的影响；技术董事的协同效应对产业链董事会协同能力的影响非常显著，说明技术董事的专家效应对我国技术主导型产业链在技术协同研发中具有重要的现实意义；产业链董事会的预期价值效应对其协同能力的影响十分显著。信息对产业链董事会协同能力的影响假设没有得到验证，这说明产业链董事会通过协同方式整合技术主导型产业链核心企业和节点企业的技术研发布局、实现联动和信息共享的机制没有发挥作用或这类机制还没有形成。核心企业对信息的垄断，导致核心企业与节点企业只是被动的松散合作，没有将信息共享很好地纳入产业链技术协同研发的战略决策和控制层面。事实上，我国产业链的技术尚处于比较落后的水平，技术的外源信息直接受制于国外垄断集团，内源技术信息又长期属于企业“秘密”而加以保护，获取信息的渠道不畅通，“买脑”取得的信息数量和质量严重影响节点企业的长期技术研发布局。这些因素直接影响了产业链董事会对技术协同研发的战略布局能力。因此，在振兴产业链过程中，应建立良好的协同治理机制，打通产业链信息传递的内外渠道，形成信息传递、甄别、共享的制度环境。

虽然本文比较系统地研究了技术主导型产业链董事会协同能力的影响因素，但受样本容量、指标细化、行业选择、产业链的混合特征等方面的限定。所以，今后在深入研究中，一要扩大研究的地区范围和行业，对不同的技术主导型企业进行调研，提炼出影响我国产业链董事会协同能力的共性因素，丰富指标的内涵；二要由技术主导型产业链董事会协同能力的研究深入到技术、市场、资源相混合产业链董事会协同能力的影响因素的研究中；三要由单一产业链董事会协同能力的研究深入到多产业链董事会协同能力的研究中。

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