袁海靜

【摘要】? 文章以2008—2017年滬深兩市A股上市公司為研究對象，根據(jù)公司所處區(qū)域環(huán)境不同分組分析了管理層權(quán)力對企業(yè)研發(fā)投入的影響，研究結(jié)果表明：當(dāng)管理層權(quán)力提高時，企業(yè)研發(fā)投入也會相應(yīng)提高;當(dāng)企業(yè)處于制度環(huán)境較好的東南地區(qū)時，管理層權(quán)力與企業(yè)研發(fā)投入之間具有更強(qiáng)的正相關(guān)關(guān)系，而對于中西部的企業(yè)而言，由于制度環(huán)境的抑制作用導(dǎo)致管理層權(quán)力與企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新之間無明顯相關(guān)關(guān)系。

【關(guān)鍵詞】? 制度環(huán)境;管理層權(quán)力;研發(fā)投入;分組

【中圖分類號】? F275? 【文獻(xiàn)標(biāo)識碼】? A? 【文章編號】? 1002-5812（2019）13-0033-04

一、引言

當(dāng)前經(jīng)濟(jì)社會正處于迅速發(fā)展的階段，企業(yè)時刻都面臨著產(chǎn)品、服務(wù)或是技術(shù)革新的挑戰(zhàn)，研究開發(fā)作為一項(xiàng)重要的內(nèi)部投資活動，對于企業(yè)的長遠(yuǎn)發(fā)展起著至關(guān)重要的作用。在同等情況下，研發(fā)投入較高的企業(yè)相對于研發(fā)投入較低的企業(yè)更具有市場競爭力，因?yàn)槠渫梢垣@得更高的營業(yè)收入及更可觀的利潤。

關(guān)于管理層權(quán)力對企業(yè)發(fā)展運(yùn)營的影響，目前主要有兩種觀點(diǎn)：代理理論主張公司的決策權(quán)與控制權(quán)相互分離，以此達(dá)到制衡公司高管權(quán)力的目的;而管家理論則認(rèn)為高管更加了解公司的具體情況，應(yīng)對其進(jìn)行充分授權(quán)，提升企業(yè)的決策效率[1]。目前我國各地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平還很不均衡，總體來說沿海地區(qū)高于內(nèi)陸地區(qū)，東南部地區(qū)高于西北部地區(qū)，研發(fā)創(chuàng)新作為一項(xiàng)存在較大不確定性的活動，自然也會受到地域的影響。那么管理層權(quán)力應(yīng)如何配置才能對企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新起到積極的作用，企業(yè)所處制度經(jīng)濟(jì)環(huán)境的不同是否會影響到二者間的關(guān)系，這些正是本文需要探討的問題。

二、理論分析及研究假設(shè)

國內(nèi)外學(xué)者都嘗試探討過管理者權(quán)力與企業(yè)研發(fā)投入間的關(guān)系，但目前還沒有形成統(tǒng)一定論。由于研發(fā)投入固有的高風(fēng)險(xiǎn)性，一旦投資失敗管理者就會面臨著較高的雇傭風(fēng)險(xiǎn)，因此其更傾向于規(guī)避高風(fēng)險(xiǎn)的研發(fā)項(xiàng)目[2]。David（2006）卻持相反觀點(diǎn)，其研究結(jié)果表明，只有當(dāng)管理層權(quán)力提升到一定水平后才能實(shí)現(xiàn)其投資偏好，此時管理者會帶領(lǐng)著企業(yè)通過增加研發(fā)創(chuàng)新來獲得更廣闊的產(chǎn)品市場，搶占更多的市場份額，同時在這一過程中管理者自身也可以展示其經(jīng)營才能[3]。趙純祥、張敦力（2013）的實(shí)證結(jié)果也顯示，隨著管理層權(quán)力的提高，企業(yè)研發(fā)投入會相應(yīng)增加[4]。

隨著市場化進(jìn)程的加快，企業(yè)間的競爭日益激烈，而研發(fā)創(chuàng)新活動對企業(yè)成長發(fā)展而言無疑相當(dāng)于為其注入新鮮的血液，使得企業(yè)生命力更加頑強(qiáng)?，F(xiàn)代企業(yè)制度中所有權(quán)與經(jīng)營權(quán)相分離，企業(yè)的日常經(jīng)營決策往往是管理者制定的，管理者與股東目標(biāo)的不一致可能導(dǎo)致企業(yè)行為偏移，而當(dāng)管理者被賦予較高的權(quán)力時，首先，無形中會增加他們在企業(yè)中的歸屬感及管理企業(yè)的責(zé)任感[5]，配合股權(quán)激勵等方法使管理者與股東利益更為一致，使管理者在決策過程中可以充分考慮企業(yè)的長遠(yuǎn)利益，避免短效行為，增加股東財(cái)富，提升企業(yè)價(jià)值。其次，雖然研發(fā)存在一定的風(fēng)險(xiǎn)，但是一項(xiàng)研發(fā)的成功不僅可以彌補(bǔ)前期的投入，還可以為企業(yè)帶來巨大的收益，管理者可以獲得股東的信服，并且可以為本單位員工帶來更好的業(yè)績，在企業(yè)內(nèi)部形成良好的聲譽(yù)[6]。再次，管理者權(quán)力越大意味著他們可以調(diào)配使用的資源越多，研發(fā)是一項(xiàng)長期的投資活動，前期需要源源不斷的資金投入和人員投入，只有當(dāng)管理者被賦予較高權(quán)力時才有能力保障研發(fā)活動的順利進(jìn)行。綜上筆者認(rèn)為，當(dāng)管理層權(quán)力提高時，企業(yè)研發(fā)投入也會增加。由此提出假設(shè)1。

H1：管理層權(quán)力與研發(fā)投入之間為正相關(guān)關(guān)系，管理層權(quán)力越大，研發(fā)投入越大。

除公司自身管理層特征外，制度環(huán)境也是一項(xiàng)值得考慮的影響企業(yè)研發(fā)投入的因素。我國目前正處于經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)軌時期，各地區(qū)的教育、醫(yī)療、衛(wèi)生水平存在很大差距，經(jīng)濟(jì)水平的高低無形中影響著企業(yè)的各項(xiàng)經(jīng)濟(jì)決策。東部發(fā)達(dá)地區(qū)的企業(yè)經(jīng)濟(jì)實(shí)力較為雄厚，競爭更為激烈，管理者在進(jìn)行決策時會更多地考慮公司發(fā)展前景，那么其研發(fā)投資行為也會相對激進(jìn);相對而言，地處偏遠(yuǎn)地區(qū)的企業(yè)管理者往往在決策時會更為謹(jǐn)慎，縱使其權(quán)力較高也不敢將企業(yè)過多的資金投入到風(fēng)險(xiǎn)高、周期長的研發(fā)活動中，因?yàn)橐坏Q策失誤，管理者自身就會面臨著較高的雇傭風(fēng)險(xiǎn)。已有的文獻(xiàn)探討過宏觀政策的不確定性對企業(yè)創(chuàng)新投入的影響，結(jié)果表明當(dāng)不確定性較高時會抑制企業(yè)的研發(fā)投入，并且對于民營企業(yè)或西部地區(qū)的企業(yè)而言這種抑制作用會更加明顯[7]。由此提出假設(shè)2。

H2：區(qū)域制度環(huán)境的不同影響著管理層權(quán)力與研發(fā)投入二者間的關(guān)系，當(dāng)企業(yè)所處地區(qū)環(huán)境制度較好時，管理層權(quán)力對研發(fā)投入更具促進(jìn)作用;當(dāng)企業(yè)所處地區(qū)欠發(fā)達(dá)時，管理層權(quán)力的提高并不能使研發(fā)投入相應(yīng)增加。

三、研究設(shè)計(jì)

為了檢驗(yàn)假設(shè)1和假設(shè)2，本文使用如下模型，具體而言，首先使用全樣本進(jìn)行回歸驗(yàn)證假設(shè)1，然后根據(jù)企業(yè)所處地區(qū)不同進(jìn)行分組檢驗(yàn)，以此對假設(shè)2進(jìn)行驗(yàn)證。

R&D=α0+α1Power+α2Size+α3Lev+α4Cf+α5Roe+α6Soe+∑Year+∑Industry+ε

（一）樣本選擇及數(shù)據(jù)來源

本文以2008—2017年滬深兩市A股上市公司（不包括金融行業(yè)）為初始研究對象，并剔除了：（1）ST、*ST企業(yè);（2）資產(chǎn)負(fù)債率>1的企業(yè);（3）財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)或管理層數(shù)據(jù)缺失的企業(yè)，最終樣本數(shù)量為13 455個。公司所處省份數(shù)據(jù)來自萬德數(shù)據(jù)庫，股權(quán)性質(zhì)、管理層持股比例來自色諾芬數(shù)據(jù)庫，其余數(shù)據(jù)均來自國泰安數(shù)據(jù)庫，同時為了降低異常值對回歸結(jié)果的影響，本文在1%水平上對數(shù)據(jù)進(jìn)行了縮尾處理。本文所運(yùn)用的回歸分析軟件為Stata 14.0。

（二）變量定義

1.解釋變量。借鑒Finkelstein（1992）的研究，本文從四個方面來衡量管理層權(quán)力，具體而言包括兩職兼任、股權(quán)分散度、持股比例及董事會獨(dú)立性[9]。一般而言，董事會代表著廣大股東的利益，在一定程度上起到了制約公司管理層權(quán)力的作用，但當(dāng)董事長和總經(jīng)理兩職合一時，會使得管理層權(quán)力過分集中，董事會失去其監(jiān)督職能，因此當(dāng)樣本公司董事長和總經(jīng)理兩職兼任時取1，表示管理層的權(quán)力大，兩職分離時則取0。對于股權(quán)分散度，先計(jì)算出第一大股東與第二到第十大股東持股比例之和的比值，該比值越大說明公司股權(quán)越集中，大股東在公司中越有發(fā)言權(quán)，相應(yīng)的對管理層約束越大，管理層權(quán)力越小，因此本文將此比值小于1的數(shù)據(jù)賦值為1，表示管理層權(quán)力較大，而將比值大于等于1的數(shù)據(jù)賦值為0，表示管理層權(quán)力較小。獨(dú)立董事起著監(jiān)督管理層的職能，因此當(dāng)獨(dú)董比例較高時管理層權(quán)力會被削弱，所以將獨(dú)董比例低于行業(yè)均值的數(shù)據(jù)賦值為1，否則為0。管理層持股比例越高，說明管理層在公司中話語權(quán)越大，管理層權(quán)力越大，將持股比例高于行業(yè)均值的數(shù)據(jù)賦值為1，否則為0。將上述四個變量得分之和定義為管理層權(quán)力（見下頁表1）。

根據(jù)公式Power=Dual+Disp+Outdir+Mhs求得管理層權(quán)力綜合得分，最終得分越高，說明管理層權(quán)力越大。

2.被解釋變量。如今企業(yè)間的競爭不僅僅依靠簡單的價(jià)格戰(zhàn)，而是依賴于技術(shù)、服務(wù)的創(chuàng)新升級，只有不斷地進(jìn)行研發(fā)創(chuàng)新，才能贏得市場上客戶的信賴，提升企業(yè)自身競爭優(yōu)勢，實(shí)現(xiàn)企業(yè)穩(wěn)定持久發(fā)展[10]。本文以研發(fā)投入占公司營業(yè)收入的比例作為被解釋變量。

3.分組變量。目前我國不同地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)程度依然存在較大差異，相對而言，東南部沿海地區(qū)要高于內(nèi)陸地區(qū)，而發(fā)達(dá)的經(jīng)濟(jì)水平在一定程度上可以為企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新提供良好的環(huán)境，借鑒李婧（2016）的觀點(diǎn)[8]，本文根據(jù)公司所在地區(qū)不同，將地處北京、江蘇、浙江、上海、福建、廣東等發(fā)達(dá)省市的企業(yè)賦值為1，其余地區(qū)的企業(yè)賦值為0。

4.控制變量。本文控制了企業(yè)規(guī)模（Size）、資產(chǎn)負(fù)債率（Lev）、現(xiàn)金流量（Cf）、凈資產(chǎn)收益率（Roe）、股權(quán)結(jié)構(gòu)（Soe）、年份（Year）及行業(yè)（Ind）等變量。全部變量的定義見表2。

四、實(shí)證結(jié)果

（一）描述性統(tǒng)計(jì)

從表3的描述性統(tǒng)計(jì)中可以看出，被解釋變量R&D的最小值為0，最大值為137%，說明不同企業(yè)間的研發(fā)投入水平存在很大差距;同樣公司間經(jīng)營活動產(chǎn)生的現(xiàn)金流量凈額、凈資產(chǎn)收益率等盈利水平評價(jià)指標(biāo)也參差不齊;資產(chǎn)負(fù)債率的平均水平是0.3854，總體來說樣本中財(cái)務(wù)杠桿比例適中，財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)較低;從公司股權(quán)性質(zhì)來看，均值為0.2794，表明樣本中多為非國有控股企業(yè)。

（二）相關(guān)性分析

在進(jìn)行回歸之前，本文對主要變量進(jìn)行了Spearman相關(guān)性分析。表4為檢驗(yàn)結(jié)果，管理層權(quán)力與研發(fā)投入間的相關(guān)系數(shù)為0.2375，并在0.01水平上顯著，初步驗(yàn)證了本文之前的假設(shè)?？刂谱兞糠矫妫瑑糍Y產(chǎn)收益率與企業(yè)研發(fā)投入顯著正相關(guān)，而企業(yè)規(guī)模、資產(chǎn)負(fù)債率、現(xiàn)金流量及股權(quán)性質(zhì)均與研發(fā)投入負(fù)相關(guān)。另外各變量間的相關(guān)系數(shù)均小于0.6，說明不存在嚴(yán)重的共線性問題。

（三）回歸結(jié)果

按照上述模型并運(yùn)用Stata 14.0進(jìn)行回歸分析（見下頁表5），可以看出在全樣本管理層權(quán)力與研發(fā)投入的回歸結(jié)果中，二者間的回歸系數(shù)為0.227，并在1%的置信水平上顯著，說明管理層權(quán)力的提升有利于企業(yè)研發(fā)投入的增加，假設(shè)1得以驗(yàn)證。這主要是因?yàn)楣芾韺訖?quán)力提高時，才有能力組織企業(yè)開展研發(fā)活動，同時提升其在公司中的聲譽(yù)地位。然后根據(jù)上市公司所處省份不同，劃分為經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)組與經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)組，并依次將兩組數(shù)據(jù)帶入模型中進(jìn)行回歸。經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)組中，管理層權(quán)力與研發(fā)投入的回歸系數(shù)為0.276，在5%統(tǒng)計(jì)水平上顯著，較全樣本的回歸系數(shù)提高了0.049，說明當(dāng)區(qū)域制度環(huán)境較好時，管理層權(quán)力對研發(fā)投入促進(jìn)作用更明顯;在經(jīng)濟(jì)欠發(fā)達(dá)組，管理層權(quán)力與研發(fā)投入二者間為正相關(guān)關(guān)系但不顯著，假設(shè)2得證。

五、穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了檢驗(yàn)結(jié)果的穩(wěn)健性，本文分別使用上述四個衡量管理層權(quán)力的分指標(biāo)來與研發(fā)投入進(jìn)行回歸，當(dāng)公司董事長與總經(jīng)理兼任、高管持股比例增加時，研發(fā)投入都會增加;股權(quán)集中使得管理層權(quán)力較小時，研發(fā)投入會相應(yīng)減少;但董事會中獨(dú)立董事比例提高導(dǎo)致管理層權(quán)力被削弱時，企業(yè)研發(fā)投入反而會增加，這可能是因?yàn)楠?dú)立董事對管理層的監(jiān)督有限或其投資較為激進(jìn)?？傮w來說，管理層權(quán)力與企業(yè)研發(fā)投入二者間為正相關(guān)關(guān)系。

六、結(jié)論及建議

本文主要對管理層權(quán)力與企業(yè)研發(fā)投入之間的關(guān)系進(jìn)行探討分析，并加入了區(qū)域制度環(huán)境因素來驗(yàn)證其對二者關(guān)系的影響，主要得到如下結(jié)論：（1）管理層權(quán)力的提高促進(jìn)了企業(yè)研發(fā)投入的增加，二者間呈正相關(guān)關(guān)系。（2）區(qū)域制度環(huán)境的不同導(dǎo)致管理層權(quán)力對企業(yè)研發(fā)投入的影響不同，當(dāng)企業(yè)所處區(qū)域環(huán)境較好時，管理層權(quán)力對研發(fā)投入的促進(jìn)作用更明顯，當(dāng)企業(yè)所處區(qū)域環(huán)境較差時，管理層權(quán)力對研發(fā)投入無顯著作用。

通過上述分析可以看出，總體上管理層權(quán)力提高有利于企業(yè)進(jìn)行研發(fā)活動。董事會在進(jìn)行權(quán)力分配時應(yīng)充分考慮企業(yè)自身的情況，賦予管理層適當(dāng)權(quán)力，確保企業(yè)健康、長遠(yuǎn)的發(fā)展。創(chuàng)新型社會的構(gòu)建需要全社會的共同參與，企業(yè)作為市場經(jīng)濟(jì)中的重要一員，更應(yīng)當(dāng)積極主動地投身到研發(fā)創(chuàng)新活動中去，充分發(fā)揮自身競爭優(yōu)勢，力爭用新的技術(shù)、新的產(chǎn)品、新的服務(wù)贏得消費(fèi)者市場，最終實(shí)現(xiàn)股東利益最大化的財(cái)務(wù)目標(biāo)。同時政府部門也可以制定相關(guān)法規(guī)，給予企業(yè)研發(fā)投入等方面的支持，并在社會中形成良好的創(chuàng)新氛圍。

【主要參考文獻(xiàn)】

[ 1 ] 胡明霞.管理層權(quán)力、技術(shù)創(chuàng)新投入與企業(yè)績效[J].科學(xué)學(xué)與科學(xué)技術(shù)管理，2015，36（08）：140-149.

[ 2 ] Kor Y Y.Direct and interaction effects of top management team and board composition on R&D investment strategy[J].Strategic Management Journal，2006，27（11）：1081-1099.

[ 3 ] David P.Kochhar R.Barriers to Effective Corporat Governance by Institutional Investors：Implications for Theory and Practice[J].European Management Journal，2006，（5）.

[ 4 ] 趙純祥，張敦力，馬彥.管理者權(quán)力與企業(yè)投資回報(bào)——基于我國2007—2010年上市公司的研究[J].宏觀經(jīng)濟(jì)研究，2013，（10）：95-104.

[ 5 ] 韓琳.管理層權(quán)力、研發(fā)投資與公司業(yè)績的關(guān)系研究[D].東北財(cái)經(jīng)大學(xué)，2015.

[ 6 ] 張倩肖，馮雷.宏觀經(jīng)濟(jì)政策不確定性與企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新——基于我國上市公司的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)[J].當(dāng)代經(jīng)濟(jì)科學(xué)，2018，40（04）：48-57+126.

[ 7 ] 李婧，賀小剛，連燕玲，呂斐斐.業(yè)績驅(qū)動、市場化進(jìn)程與家族企業(yè)創(chuàng)新精神[J].管理評論，2016，28（01）：96-108.

[ 8 ] Finkelstein S.Power in top management teams：dimensions，measurement and validation[J].Academy of management Journal，1992，（35）：505-538.

[ 9 ] 李佳霖.研發(fā)投入、資本結(jié)構(gòu)與企業(yè)的創(chuàng)新績效研究[J].商業(yè)會計(jì)，2018，（15）：48-50.