管理层权力与企业创新投入的关系研究

韩玉　徐惠珍

摘要：通过深入研究我国创业板上市公司管理层权力与创新投入之间的关系，可以在优化管理层权力结构的同时促进创业板可持续发展。基于管家理论，管理层在进行投资决策时倾向于发挥“管家精神”，做出对企业未来有利的决策。在此基础之上，管理层权力对企业创新投入具有正向的内部治理效应，而且从异质管理层权力视角来看，管理层正式权力对企业创新投入的促进作用比管理层非正式权力的促进作用更大。

关键词：管理层权力;企业创新投入;正式权力;非正式权力

一、引言

在中国的经济增长呈现“新常态”的背景之下，“创新”一词逐渐走进社会公众的视野，一度成为学术研究的焦点话题。党的十九大报告中提出要“加快建设创新型国家”，报告中有50余次提及创新。据国家统计局数据记载，2019年我国研发经费支出与2015年相比上升了56.27%，研发人员的数量增比27.72%。虽然在全面推进创新驱动发展的战略背景之下，我国企业的研发投入和研发产出呈现稳步增长趋势，但是与发达国家相比，创新能力仍存在差距。尤其是研发需求与研发强度相较其他板块较高的创业板，其产品实现创新后预期带来的经济效益是传统企业无法相比的。因此创业板上市公司能否增强创新活力对国家的整体经济发展意义重大。

管理层作为创新投资战略的决策者与实际执行者，对企业制定战略和资源配置有着至关重要的作用。早期国内外学者主要从管理层的特征方面展开研究，如管理层任期、高管年龄、管理层持股等。然而，基于组织理论，权力作为战略选择的核心，要想更加明了组织的运行过程且预测其战略决策必须充分了解管理层权力。管理层权力是在企业内部治理存在缺陷、外部监督机制未有效实施的情况下，管理层表现出的超出职位所赋予的控制权从而实现自身愿景的能力（权小锋等，2010）。在某些情况下，管理层权力所表现出的控制权可以直接影响企业的一些重大投资决策。从代理理论来看，两权分离下经理人为了实现“自我效用最大化”，在决策时往往选择风险规避的方式来保持其财富和地位的稳定性，权力越大风险规避的倾向越严重（Wright等，1996）。创新行为虽然能使企业在长期获得超额利润，但考虑到其收益不确定性大的特点且前期需要投入较多的人力与财力可能造成短期亏损，因此为了规避风险高管会利用自身权力对董事会施加影响，以减少创新投入（Fama和Jensen，1983）。从管家理论来看，管理层权力的提升有助于发挥管家精神（王楠等，2017），高管权力对企业创新投入具有促进作用（赵毅等，2016），即随着管理层权力的不断增大，企业技术创新投入强度和创新产出效率都会得到有效提升（张琳，2018）。

管理层在进行创新决策时，究竟是作为“代理人”的身份，还是出于“管家”的身份？这一问题仍然饱受争议。此外，管理层正式权力与管理层非正式权力对创新投入又存在着怎样的影响呢？本文在以往学者研究的基础上，探究创业板上市公司管理层权力对企业创新投入的影响及不同管理层权力下的变化情况，以期为促进我国经济发展提供一定的帮助。

二、理论分析与研究假设

管家理论认为代理理论中假定高管是受自利动机驱动的“经济人”并不合理，因为高管是有个人信仰和利他性的“社会人”，他们在决策时会恪守“管家”职责，实现组织利益最大化（Davis等，1997）。当管理层权力较大时，管理者会拥有更高的公司地位与更大的话语权，相应地其创新决策会得到董事会的重视与支持，从而激发管理层的创新动力。因此，管家理论认为高管出于管家职责会做出对公司未来发展有益的决策，权力越大越有可能激发企业创新动力。

基于此，提出假设H1：管理层权力与企业创新投入之间存在正相关关系。

管理层正式权力一般来源于制度和组织的安排，正式权力越大，受到的约束越小，管理层决策自主权越大。创业板上市公司的管理层更具有冒险精神，倾向于投资风险大但未来可能给公司带来巨大收益的创新项目。且创业板上市公司拥有正式權力的管理层大多和企业有着某种联系，因此在决策时会更加重视企业未来的发展与收益。非正式权力一般来源于个人背景和能力，拥有非正式权力的管理层更倾向于维持或提高个人名誉与声望。因此，他们在做出决策时会更加谨慎，不轻易冒险进行风险大且周期长的创新项目投资。此外，正式权力中还隐含着一部分非正式权力的积极影响，非正式权力作为企业内部的一种稀缺资源，随着经验的积累和时间的推移可以有效提升其正式权力（刘锦等，2015）。

基于此，提出假设H2：相比于非正式权力，管理层正式权力对企业创新投入的正向作用更强。

三、研究设计

（一）样本选择与数据来源

本文选取2015～2019年创业板上市公司的面板数据作为研究对象，并对数据做出如下处理：剔除数据不具有可比性的金融保险类上市公司样本;剔除研究期间内主要指标数据不全或出现极值的样本数据;剔除被标记为S、ST、*ST、SST、S*ST的非正常经营上市公司样本。

（二）变量定义

1. 被解释变量

本文被解释变量为企业创新投入R&D，采用研发支出/营业收入进行衡量，其数值越大表明企业创新投入程度越高。

2. 解释变量

（1）管理层权力Power。本文在借鉴Finkelstein（1992）权力模型的基础上，以管理层权力的四个维度分别选取两个相关的虚拟变量，利用因子分析法得出一个权力综合指标（Power），Power值越大，管理层权力越大。具体指标构建如表1所示。

（2）正式权力Power1。管理层正式权力包括组织结构权力和所有者权力，其计算方法如下：

Power1=Duality+Board+Herf+Stock

（3）非正式权力Power2。管理层非正式权力包括声望权力与专家权力，其计算方法如下：2B34C0FF-309E-4373-B836-6F7BEE35D704

Power2=Age+PartJ+Tenure+ES

3. 控制变量

除了管理层权力会对企业创新投入产生影响外，还有其他变量也会对其产生影响。本文主要选取以下控制变量加入模型中：公司规模（Size）、资产负债率（Lever）、净资产收益率（ROE）及企业经营现金流量（CFO）。

（三）模型构建

1. 针对假设H1

研究管理层权力与企业创新投入的关系，建立模型（1）。

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

其中β0为常数项，βj（j=1、2……）为回归系数;Controlsi，t表示选取的控制变量;εit为残差项。

2. 对于假设H2

研究管理层正式权力、非正式权力与企业创新投入的关系，建立模型（2）。

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

四、实证结果与分析

（一）管理层权力因子分析

在管理层权力四个维度下的8个变量通过巴特利特球形检验和KMO检验后进行因子分析，得到的结果如下：

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

（二）描述性统计分析

表2为样本的描述性统计分析结果。可以看到企业创新投入的均值为7.283，说明我国创业板上市公司的研发强度为7.283%，标准差为6.073，可以看出各企业之间差异明显。管理层权力平均值为0.858，标准差为0.403，各企业间存在着一定差异。从管理层权力的两个类别看，非正式权力的平均值为2.161，整体上大于正式权力;正式权力的标准差为1.103，非正式权力的标准差为1.115，无论是正式权力还是非正式权力，在公司间的差距都较大。

（三）相关性分析

全样本各变量相关性分析的结果如表3所示：企业创新投入与管理层权力、管理层正式权力均在1%水平上显著正相关;企业创新投入与管理层非正式权力在5%水平上显著正相关。各变量的方差膨胀因子检验结果表明：VIF 值均小于2，因此变量间不存在严重的多重共线性问题。

（四）回归分析

表4分别展示了管理层权力、正式权力和非正式权力对企业创新投入影响的回归结果。由第一列结果可见：管理层权力的回归系数为1.060，在1%的水平上显著，管理层权力与企业创新投入之间存在正相关关系，假设H1得到了验证。由第二列结果可见：管理层正式权力的回归系数为0.267，在1%的水平上显著，管理层非正式权力的回归系数为0.173，在10%的水平上显著。因此，管理层正式权力对企业创新投入的正向作用比管理层非正式权力更强，假设H2得到验证。

在验证假设H2时，为排除内生性问题带来的影响，本文选择两职兼任、在外兼职作为工具变量进行检验，所选变量通过了工具变量有效性检验。表5中第三列为最小二乘法2SLS回归结果，内生性问题的检验结果与OLS回归结果基本一致。

（五）稳健性检验

本文采用替代变量法对研究结果进行进一步检验，采用Ln研发支出的方法衡量创新投入指标，回归结果如表5第一列、第二列所示。此外，在内生性检验时选择了股权分散度Herf、学历与职称ES作为Power1、Power2的工具变量进行检验，回归结果如表5第三列所示，与OLS回归结果基本一致。综上，稳健性检验结果与本文研究结论基本一致，表明本文结论较稳健。

五、研究结论与启示

本文选取2015～2019年创业板上市公司为样本研究发现：管理层权力与企业创新投入之间存在显著的正相关关系，创业板上市公司管理层在决策時发挥“管家精神”;管理层的两种异质权力与企业创新投入之间都存在显著正相关关系，且管理层正式权力的正向作用大于非正式权力。

本文的研究结论可以得到以下启示：创业板上市公司整体创新投入水平还不足，企业应该加大创新力度，通过创新引导企业可持续发展;创业板上市公司需要在一定程度上提高管理层权力，以充分发挥管理者的“管家精神”，同时完善激励机制，选择恰当的激励合约，使管理者利益与企业利益保持一致;从管理层实际权力体现方式来看，管理层正式权力和非正式权力都可以促进企业创新投入。但是考虑到管理层正式权力中的一些因素，如董事长与总经理两职兼任、高管持股比例高等可能会导致企业内部治理机制失调，管理层难以得到有效监督。因此，从增加管理层正式权力方面来促进企业创新投入存在一定治理风险，平衡管理层正式权力带来的治理风险与创新激励需要掌握一个适度的原则。而来源于个人能力与背景的管理层非正式权力，随着时间与经验的积累会慢慢表现为正式权力。从增加管理层非正式权力的角度激励创新不仅降低了产生内部治理风险的可能，还可以从整体上强化领导效能，提高管理层管理与决策水平。因此，企业可以考虑从增加管理层非正式权力的角度促进企业创新活力，选择更具有个人能力的管理者。

参考文献：

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

[2]权小锋，吴世农，文芳.管理层权力、私有收益与薪酬操纵[J].经济研究，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，苏杰，陈守双.创业板上市公司CEO权力与企业研发投入[J].商业研究，2017（07）：111-118.

[6] 赵毅，戚安邦，乔朋华.强权CEO能更好地利用风险投资进行创新吗？[J].科学学与科学技术管理，2016，37（09）：155-168.

[7]张琳.管理层权力与企业技术创新的相关性分析——兼论机构投资者异质性的调节效应[J].财会通讯，2018（27）：76-81.

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

[9]刘锦，王学军，张三保，叶云龙.CEO非正式权力、正式权力与企业绩效——来自中国民营上市公司的证据[J].管理评论，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.

（作者单位：江苏大学财经学院）2B34C0FF-309E-4373-B836-6F7BEE35D704