祝素月，顧 雙

(杭州電子科技大學(xué) 會(huì)計(jì)學(xué)院，浙江 杭州 310018)

創(chuàng)新作為一種有效的競爭手段，不僅能改變企業(yè)現(xiàn)有的經(jīng)營模式，還能幫助企業(yè)形成核心競爭力及可持續(xù)的價(jià)值創(chuàng)造，因而提升企業(yè)創(chuàng)新能力十分重要。然而，現(xiàn)實(shí)的問題是我國企業(yè)創(chuàng)新能力水平并不高?！?020全球創(chuàng)新指數(shù)報(bào)告》顯示，中國2020年的創(chuàng)新指數(shù)排名與去年持平，均為第14位，第二次進(jìn)入前15名，但該名次與全球第二大經(jīng)濟(jì)體的地位并不相匹配，在創(chuàng)新投入水平方面也遠(yuǎn)低于德國、英國、美國等國家。因此，從微觀的角度探究影響企業(yè)創(chuàng)新能力的因素就顯得很有必要，許多學(xué)者也對(duì)此進(jìn)行了積極有益的探討。

現(xiàn)有關(guān)于企業(yè)創(chuàng)新能力影響因素的討論集中在企業(yè)外部因素和內(nèi)部因素兩方面。在外部影響因素方面，余明桂等(2016)[1]認(rèn)為，產(chǎn)業(yè)政策能顯著提高被鼓勵(lì)行業(yè)中企業(yè)發(fā)明專利數(shù)量，陳紅等(2019)[2]認(rèn)為，政府補(bǔ)助、稅收優(yōu)惠對(duì)企業(yè)創(chuàng)新績效有激勵(lì)作用。在內(nèi)部影響因素方面，陳愛貞和張鵬飛(2019)[3]認(rèn)為，境內(nèi)并購與跨境并購均能促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新，且跨境并購的創(chuàng)新效應(yīng)更強(qiáng)，孟慶斌等(2019)[4]認(rèn)為，員工持股計(jì)劃能夠促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新。由于人才是企業(yè)創(chuàng)新的關(guān)鍵資源，且企業(yè)經(jīng)營決策主要由管理層做出，因此，管理層特征對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的影響成為近年來學(xué)者們的研究重點(diǎn)。例如，虞義華等(2018)[5]認(rèn)為，發(fā)明家高管對(duì)企業(yè)研發(fā)投入、創(chuàng)新產(chǎn)出及投資效率具有顯著的正向促進(jìn)作用，李鈞等(2020)[6]認(rèn)為，管理層能力對(duì)企業(yè)創(chuàng)新績效具有促進(jìn)作用。

管理層作為企業(yè)重要的決策者，除了自身要具備溝通、決策等綜合能力，還需要下屬的密切配合，即管理層要有一定的權(quán)力。管理層權(quán)力的配置體現(xiàn)了一家上市公司的內(nèi)部治理機(jī)制，配置程度的差異影響著企業(yè)的經(jīng)營行為與經(jīng)營決策，而內(nèi)部控制是否會(huì)對(duì)管理層權(quán)力與企業(yè)創(chuàng)新之間的關(guān)系產(chǎn)生影響，目前還沒有學(xué)者進(jìn)行研究?；诖?，本文以管理層權(quán)力這一角度為切入點(diǎn)，探究管理層權(quán)力對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的影響以及內(nèi)部控制在不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)下對(duì)兩者的調(diào)節(jié)作用，以期進(jìn)一步豐富關(guān)于企業(yè)創(chuàng)新影響因素方面的相關(guān)文獻(xiàn)。

本文的研究貢獻(xiàn)主要體現(xiàn)在以下三個(gè)方面：第一，豐富了企業(yè)創(chuàng)新影響因素方面的相關(guān)文獻(xiàn)；第二，從企業(yè)創(chuàng)新這一視角為管理層權(quán)力增強(qiáng)的經(jīng)濟(jì)后果提供了新的證據(jù)；第三，進(jìn)一步考察了內(nèi)部控制在不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)下如何調(diào)節(jié)管理層權(quán)力與企業(yè)創(chuàng)新之間的關(guān)系，為提高企業(yè)創(chuàng)新能力提供思路。

一、理論分析與研究假設(shè)

(一)管理層權(quán)力與企業(yè)創(chuàng)新

對(duì)于管理層權(quán)力的定義，權(quán)小鋒等(2010)[7]認(rèn)為，管理層權(quán)力是管理層執(zhí)行自身意愿的能力，且其一般是在公司內(nèi)部控制出現(xiàn)缺陷，外部缺乏相應(yīng)制度約束的情況下，管理層所表現(xiàn)出超出其特定控制權(quán)范疇的深度影響力。一般來說，當(dāng)管理層權(quán)力增強(qiáng)時(shí)，管理層的“話語權(quán)”也得到增強(qiáng)，更容易對(duì)企業(yè)的生產(chǎn)經(jīng)營產(chǎn)生重大影響。而企業(yè)創(chuàng)新作為提升企業(yè)核心競爭力、推動(dòng)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)、引領(lǐng)宏觀經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型的第一動(dòng)力，管理層權(quán)力的增強(qiáng)是否會(huì)對(duì)其產(chǎn)生影響，學(xué)術(shù)界并未對(duì)此得出一致結(jié)論。

眾所周知，管理層的薪酬往往與公司業(yè)績相掛鉤，即當(dāng)公司業(yè)績較好時(shí)，管理層往往能獲得更多收益。而企業(yè)創(chuàng)新離不開人力、物力等資源的大量投入，管理層作為企業(yè)的領(lǐng)導(dǎo)者，在很大程度上決定了企業(yè)的創(chuàng)新投入力度。Hillman和Dalziel(2003)[8]認(rèn)為，管理層權(quán)力的增大會(huì)對(duì)董事會(huì)及監(jiān)事會(huì)形成反向控制，通過盈余管理等操作減少研發(fā)投入強(qiáng)度，從而獲得更多的個(gè)人收益，即管理層權(quán)力的增大抑制了技術(shù)創(chuàng)新。另外，Hirshleifer等(2012)[9]認(rèn)為創(chuàng)新活動(dòng)不同于一般的生產(chǎn)性活動(dòng)，它具有長周期、高度不確定性及異質(zhì)性等特點(diǎn)，并且企業(yè)創(chuàng)新很容易失敗。為了使自身的聲譽(yù)不受影響，管理層容易利用自身權(quán)力降低對(duì)研發(fā)的投入力度，降低自身對(duì)風(fēng)險(xiǎn)的承受水平?；谝陨戏治?，本文提出假設(shè)1:

H1：管理層權(quán)力與企業(yè)創(chuàng)新負(fù)相關(guān)。

(二)內(nèi)部控制的調(diào)節(jié)效應(yīng)

管理層理論[10，11]認(rèn)為，管理層有能力和動(dòng)機(jī)運(yùn)用權(quán)力進(jìn)行尋租，影響甚至操縱自己的薪酬，進(jìn)而給企業(yè)創(chuàng)新帶來負(fù)面影響。用制度來抑制這種腐敗現(xiàn)象得到了廣泛研究并被認(rèn)可。Damania等(2004)[12]認(rèn)為制度越完善，腐敗的機(jī)會(huì)越少。周美華等(2016)[13]認(rèn)為，內(nèi)部控制不僅能夠規(guī)范與監(jiān)督代理人的行為，還能夠?qū)Ω鞣N違規(guī)行為進(jìn)行懲戒進(jìn)而抑制腐敗。盧銳等(2011)[14]研究發(fā)現(xiàn)，內(nèi)部控制的實(shí)施約束了管理層的自利行為，提升了公司的業(yè)績。另外，完善的內(nèi)部控制也能夠督促管理層進(jìn)行創(chuàng)新，避免其因害怕失敗而減少研發(fā)創(chuàng)新活動(dòng)。

在我國，由于特殊的國情和歷史背景，不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的企業(yè)在很多方面都存在差異。相比于國有企業(yè)，我國非國有企業(yè)的機(jī)制更加靈活，公司的所有者對(duì)管理層的腐敗行為更加敏感。為了防止管理層產(chǎn)生腐敗行為給公司帶來負(fù)面影響，公司的董事會(huì)及監(jiān)事會(huì)往往會(huì)采取嚴(yán)格的內(nèi)部控制來限制管理層權(quán)力的增強(qiáng)。因而，在非國有企業(yè)，內(nèi)部控制與管理層權(quán)力負(fù)相關(guān)，即完善的內(nèi)部控制能夠抑制管理層權(quán)力過大，進(jìn)而抑制管理層權(quán)力對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的負(fù)面影響。而對(duì)于國有企業(yè)，胡明霞等(2015)[15]認(rèn)為，我國地方國有企業(yè)的管理層在權(quán)力增大時(shí)，一方面其主觀意愿上可能更傾向于從持續(xù)穩(wěn)定健康的角度經(jīng)營企業(yè)，更有加強(qiáng)內(nèi)部控制建設(shè)的動(dòng)力；另一方面在外部條件上，管理層權(quán)力的提高更有助于形成內(nèi)部“權(quán)威”，而這種權(quán)威使其在開展內(nèi)部控制建設(shè)時(shí)更具有效率優(yōu)勢，即管理層權(quán)力與內(nèi)部控制正相關(guān)。另外，在中央政府控制的國有企業(yè)中，由于高管權(quán)力來源的“政治性”及“代理特性”決定了其無法保證由擁有“企業(yè)家精神”的人控制企業(yè)，并無動(dòng)力加強(qiáng)內(nèi)部控制建設(shè)，甚至更容易產(chǎn)生“高管塹壕”行為。因此，在國有企業(yè)中，內(nèi)部控制并不會(huì)對(duì)管理層權(quán)力產(chǎn)生抑制作用，進(jìn)而也抑制不了管理層利用自身權(quán)力通過尋租來影響企業(yè)創(chuàng)新的行為?；谝陨戏治觯疚奶岢黾僭O(shè)2與假設(shè)3：

H2：在非國有企業(yè)中，內(nèi)部控制有效性能夠緩解管理層權(quán)力對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的負(fù)面影響。

H3：在國有企業(yè)中，內(nèi)部控制有效性不能緩解管理層權(quán)力對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的負(fù)面影響。

二、研究設(shè)計(jì)與變量定義

(一)樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文選取2010-2019年我國A股上市公司為研究樣本，在樣本的選取過程中，做了以下篩選：(1)剔除金融類上市公司；(2)剔除ST、*ST及PT類公司；(3)剔除數(shù)據(jù)缺失及重復(fù)的樣本；(4)對(duì)所有連續(xù)變量進(jìn)行1%和99%分位的縮尾處理，以消除極端值的影響。通過樣本篩選，共計(jì)得到12 033個(gè)觀測值。

(二)變量定義

1.被解釋變量

被解釋變量為創(chuàng)新投入(RD)，當(dāng)前學(xué)術(shù)界主要采用專利產(chǎn)出加1取對(duì)數(shù)的方式和研發(fā)投入力度來衡量企業(yè)創(chuàng)新水平。馮根福和溫軍(2008)[16]在文獻(xiàn)中指出，創(chuàng)新產(chǎn)出的可比性較差，較少受管理層的控制且容易受外生因素的影響。因此，本文參考徐悅等(2018)[17]的做法，以創(chuàng)新投入(RD)作為企業(yè)創(chuàng)新的衡量指標(biāo)，即研發(fā)支出占營業(yè)收入的比重，數(shù)值越大則表明企業(yè)的創(chuàng)新水平越高。

2.解釋變量

解釋變量為管理層權(quán)力(Power)，目前學(xué)術(shù)界對(duì)其衡量尚未達(dá)成一致意見，本文參考劉劍民等(2019)[18]的做法，選擇總經(jīng)理任職年限Tenure、兩職合一Dual、董事會(huì)規(guī)模Boardsize、內(nèi)部董事比例Insider、管理層持股比例Mgshder衡量管理層權(quán)力的來源和公司治理對(duì)管理層權(quán)力的監(jiān)督約束，并按照主成分分析方法將五個(gè)指標(biāo)合成管理層權(quán)力指標(biāo)。

3.調(diào)節(jié)變量

本文以深圳迪博的內(nèi)部控制信息披露指數(shù)的對(duì)數(shù)(IC)來衡量內(nèi)部控制。

4.控制變量

本文參考徐悅等(2018)[17]、周冬華等(2019)[19]的做法，將資產(chǎn)收益率Roa、第一大股東持股比例Top1、營業(yè)收入增長率Growth、資產(chǎn)負(fù)債率Lev、上市年限Age(上市年數(shù)加1取對(duì)數(shù))、現(xiàn)金水平Cash(年末貨幣資金占總資產(chǎn)的比重)作為控制變量。

(三)模型構(gòu)建

為了驗(yàn)證假設(shè)1，本文采用如下OLS回歸模型,并控制了行業(yè)效應(yīng)(Industry)和年度效應(yīng)(Year)：

RDi,t=α0+α1Poweri,t+ΣControls+Σind+Σyear+ε

(1)

模型(1)檢驗(yàn)了管理層權(quán)力的大小對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的影響。其中，RD為被解釋變量，代表企業(yè)的創(chuàng)新能力水平。Power為解釋變量，代表企業(yè)管理層權(quán)力的大小。該模型為線性回歸模型，當(dāng)α1為負(fù)且顯著時(shí)，表明管理層權(quán)力會(huì)阻礙企業(yè)創(chuàng)新。

為了測量內(nèi)部控制的調(diào)節(jié)作用，本文參考溫忠麟等(2005)[20]對(duì)調(diào)節(jié)作用的研究，在模型(1)中加入內(nèi)部控制(IC)指標(biāo)，并將其與管理層權(quán)力交乘，構(gòu)建模型(2)來驗(yàn)證假設(shè)2和假設(shè)3。

RDi,t=β0+β1Poweri,t+β2ICi,t+β3IC*Poweri,t+ΣControls+Σind+Σyear+ε

(2)

三、實(shí)證分析

(一)描述性統(tǒng)計(jì)

從表1可以看出，衡量企業(yè)創(chuàng)新水平的變量RD的標(biāo)準(zhǔn)差為0.04，這說明企業(yè)間的創(chuàng)新投入差距并不大。解釋變量Power的最大值為3.29，最小值為-3.50，標(biāo)準(zhǔn)差為1.30，說明企業(yè)間的管理層權(quán)力大小相差較大。另外，第一大股東持股比例Top1的標(biāo)準(zhǔn)差為13.99，這表明企業(yè)間的第一大股東持股比例差距較大。其余變量也均處于正常范圍內(nèi)，不存在異常值。

(二)相關(guān)性分析

表2給出了主要變量的相關(guān)性分析，采用的是pearson相關(guān)系數(shù)。從表中可以看到，企業(yè)創(chuàng)新水平RD系數(shù)的符號(hào)與顯著度初步支持假設(shè)1。除解釋變量外，控制變量Roa和Cash能夠顯著增強(qiáng)企業(yè)的創(chuàng)新水平。此外，控制變量Top1、Growth、Lev與Age也會(huì)影響企業(yè)創(chuàng)新水平，且影響方向也完全相同，與大多數(shù)研究結(jié)果相一致。為了檢驗(yàn)?zāi)Ｐ驮O(shè)計(jì)的可靠性，本文對(duì)各變量進(jìn)行多重共線性檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果平均VIF為1.35，表明不存在嚴(yán)重的多重共線性，無需對(duì)模型進(jìn)行調(diào)整。

(三)回歸分析

表3為回歸結(jié)果表，(1)、(2)、(3)列分別用以檢驗(yàn)H1、H2和H3。其中，第(1)列中，Power的系數(shù)為-0.002 2，在1%的水平上顯著為負(fù)，表明管理層權(quán)力越強(qiáng)，越會(huì)阻礙企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新，H1得以驗(yàn)證。在第(2)列非國有企業(yè)子樣本中，Power的系數(shù)仍然顯著為負(fù)，而IC與IC*Power的系數(shù)均顯著為正，說明管理層權(quán)力與企業(yè)創(chuàng)新之間負(fù)相關(guān),非國有企業(yè)加強(qiáng)內(nèi)部控制能夠緩解管理層權(quán)力對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的負(fù)面影響，H2得以驗(yàn)證。第(3)列國有企業(yè)子樣本中，無論是Power、IC還是IC*Power均不再顯著，說明內(nèi)部控制對(duì)管理層權(quán)力與企業(yè)創(chuàng)新的負(fù)向調(diào)節(jié)作用在國有企業(yè)不顯著，H3得以驗(yàn)證。

四、穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了保障研究結(jié)果的可靠性，本文進(jìn)行如下穩(wěn)健性檢驗(yàn)：(1)參考王燁等(2012)[21]的做法，本文將管理層權(quán)力指標(biāo)替換為內(nèi)部董事比例(Power_1)對(duì)模型進(jìn)行回歸；(2)為了緩解內(nèi)生性問題，本文將被解釋變量滯后一期(L.RD)重新驗(yàn)證管理層權(quán)力與企業(yè)創(chuàng)新兩者之間的關(guān)系；(3)將企業(yè)創(chuàng)新替換為研發(fā)支出占總資產(chǎn)的比重(RD_1)對(duì)模型進(jìn)行回歸，驗(yàn)證三者之間的關(guān)系。

回歸結(jié)果(表4)的第(1)、(2)與(3)列表明管理層權(quán)力對(duì)企業(yè)創(chuàng)新有抑制作用。第(4)列表明在非國有企業(yè)，內(nèi)部控制能夠負(fù)向調(diào)節(jié)管理層權(quán)力對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的負(fù)面影響。第(5)列表明，在國有企業(yè)中，由于內(nèi)部控制與管理層權(quán)力交乘項(xiàng)的存在，導(dǎo)致了本該對(duì)企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)生負(fù)面影響的管理層權(quán)力轉(zhuǎn)變?yōu)閷?duì)企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)生正面影響，擾亂了回歸結(jié)果，且其交乘項(xiàng)結(jié)果為負(fù)，表明在國有企業(yè)中內(nèi)部控制并不能抑制管理層權(quán)力對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的負(fù)面影響。上述檢驗(yàn)結(jié)果與前文回歸結(jié)果無實(shí)質(zhì)性差異，說明前文分析是合理的。

表4 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

五、研究結(jié)論與建議

(一)結(jié)論

本文基于2010-2019年我國A股上市公司數(shù)據(jù)，從企業(yè)創(chuàng)新的視角檢驗(yàn)管理層權(quán)力的影響，并進(jìn)一步分析了內(nèi)部控制作為有效外部監(jiān)督機(jī)制的調(diào)節(jié)作用。實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)：(1)管理層權(quán)力對(duì)企業(yè)創(chuàng)新具有顯著的抑制作用，即當(dāng)管理層權(quán)力增大時(shí)，會(huì)利用自身權(quán)力進(jìn)行尋租使自己利益最大化，進(jìn)而抑制企業(yè)創(chuàng)新，且在一系列檢驗(yàn)之后研究結(jié)果依然成立；(2)相比于國有企業(yè)，在非國有企業(yè)中，內(nèi)部控制緩解這種抑制作用的效果更顯著，即完善的內(nèi)部控制能夠抑制管理層的尋租行為，進(jìn)而負(fù)向調(diào)節(jié)管理層權(quán)力對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的負(fù)面影響。

(二)建議

根據(jù)以上研究結(jié)果，本文從以下三個(gè)方面提出建議：

1.企業(yè)應(yīng)理性分析和正確評(píng)價(jià)管理層權(quán)力大小，認(rèn)識(shí)到管理層權(quán)力的增大給企業(yè)創(chuàng)新帶來的負(fù)面影響，應(yīng)客觀給予管理層合適的權(quán)力，避免因管理層權(quán)力過大影響企業(yè)創(chuàng)新。

2.企業(yè)要建立健全內(nèi)部控制制度，用制度約束管理層各種尋租腐敗行為，使管理層的權(quán)力控制在合理的范圍內(nèi)，緩解管理層權(quán)力對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的抑制作用。

3.企業(yè)應(yīng)設(shè)置合適的激勵(lì)制度，鼓勵(lì)管理層加大創(chuàng)新投入力度與創(chuàng)新產(chǎn)出，緩解管理層因不想承擔(dān)創(chuàng)新失敗風(fēng)險(xiǎn)從而不愿進(jìn)行創(chuàng)新的情況，促使管理層從主觀上愿意創(chuàng)新。