【作 者】
杜晓荣1，2，3（教授），杨丰肃1
【作者单位】
1.河海大学商学院，南京211100；2.江苏省“世界水谷”与水生态文明协同创新中心，南京 211100；3.河海大学环境会计与资产经营管理研究所，南京211100
【摘 要】
【摘要】代理理论认为CEO权力会对企业产生负面效应，即表现为“掠夺之手”；现代管家理论认为CEO权力会对企业产生正面效应，即表现为“扶持之手”。本文从企业技术创新角度，以2010 ~ 2014年沪深A股上市公司为样本，实证检验发现CEO权力与企业技术创新呈正向关系，即表现为“扶持之手”，而这种关系在技术密集型行业与非国有企业中表现得尤为明显。进一步检验发现，CEO权力能显著提升企业的技术创新绩效，同样这种效应更多地体现在技术密集型行业与非国有企业中。
【关键词】CEO权力；技术创新；风险承担；掠夺之手；扶持之手
【中图分类号】F276.6 【文献标识码】A 【文章编号】1004-0994（2017）09-0029-7一、引言
CEO是负责企业经营运作的最高行政官员，其能够利用自身所拥有的权力来影响企业投融资等经营政策，从而影响企业价值的创造。关于CEO权力经济后果的研究一直以来都是学者们关注的焦点，但以往的研究观点并不一致。代理理论认为CEO可能会运用自身的权力来侵占企业资源，进而损害企业绩效，而CEO权力的扩大可能会助长其机会主义行为，故CEO权力对企业更多地表现为“掠夺之手”（吴卫华等，2014）；而现代管家理论则认为CEO在自律的基础上，受成就需要的激励，会努力工作，做好“管家”，运用自主权来使组织受益，故CEO权力扩大对企业的影响更多地表现为“扶持之手”（韩立岩、李慧，2009）。起初，高阶梯队理论仅将调节效应作为CEO权力最重要的特征（Hambrick，2007）。近年来，中介效应也开始得到进一步证实（Crossland、Hambrick，2011）。无论是调节效应还是中介效应，其背后都蕴含着对其主效应的认可，只是这种主效应是利是弊，当前尚有分歧，有待进一步探索。
目前，中国经济正面临着越来越大的下行压力。随着人口红利的消失，劳动力、资源、土地等要素价格的上涨以及生态环境的恶化，过去依靠低要素成本和高投资驱动的经济增长方式已经难以为继。这一背景势必引导我们将目光转向供给侧改革。
技术进步是经济长期稳定增长的核心动力，是促进经济增长方式转变的根本途径（唐未兵等，2014），大多数学者认为如何更好地促进企业技术创新将是本轮供给侧改革的政策着力点（陈炜嘉，2015）。企业技术创新的权、责、利配置是在公司框架内运作的，CEO显然能够利用自身的决策权力来影响技术创新的投入、利益分配。中国正处于转型发展的关键阶段，基于当下的制度环境，CEO权力对企业技术创新的影响是更符合代理理论的“掠夺之手”，还是管家理论的“扶持之手”？这一论题值得进行深入的经验论证。
同时，技术创新作为影响企业绩效的重要因素之一，本文将突破以往有关CEO权力效应研究过多地集中于直接检验CEO权力与企业绩效关系的局限，分析和检验CEO权力对企业技术创新的影响，再进一步验证其对企业技术创新绩效的影响，以期丰富相关研究，并为增强企业技术创新能力、提升企业绩效提供一定的实证经验与决策指导。
二、文献回顾与研究假设
（一）CEO权力与企业技术创新
现代管家理论认为，代理理论对经理人的个人主义与机会主义假设是不合适的，其从组织心理学和组织社会学出发，认为经理人受成就需要的激励，以及对自身尊严、信仰、内在工作满足的追求，会努力工作，做好“管家”（Davis等，1997）。管家理论更偏向于认为管理者将会运用自主权来使组织受益（Hrebiniak、Joyce，1985），CEO权力对企业绩效更多地表现为“扶持之手”。CEO集权可以加大其命令的执行力度，提高决策效率，从而有效克服不确定性所带来的危害。
张三保、张志学（2014）实证检验发现CEO管理自主权的增大确实有利于企业绩效的提升。Lewellyn、Muller Kahle（2012）基于社会心理学发现，拥有较大权力的管理者并非总是理性风险规避者，权力的扩大会使其出现心理认知上的偏差，致使其更加关注所作决策的积极效果，而忽视决策的潜在风险与损失，从而强化其个体决策的风险倾向；他们还通过实证检验发现高管个人权力与企业风险承担正相关。我国一些学者以中国企业的数据进行检验亦得到了相同的结论（张三保、张志学，2012；李海霞、王振山，2015）。陈收等（2014）实证检验发现，CEO权力越大，企业选择偏离行业主流战略的可能性越大，越容易产生极端绩效。周建等（2015）也发现，企业CEO的权力越大，其战略风格越趋向于风险型。Coles等（2006）发现R&D投资相比规模投资风险更大。
以上分析表明，CEO权力的扩大会提升企业的风险承担能力，使企业加大对风险项目的投资，这将促进企业进行技术创新，CEO权力对企业技术创新表现为“扶持之手”。Caldwell、Karri（2005）认为，在追求企业长期利益方面，管家理论相比代理理论和利益相关者理论具有更好的解释力，也是更好的治理模型，具有一定的实践与理论基础。企业技术创新的目的在于提高核心竞争力，更多地体现为长期利益。基于此，本文认为CEO权力对企业技术创新的影响更符合管家理论的推理，即表现为“扶持之手”，故提出以下假设：
H1：企业CEO权力的扩大有利于促进企业技术创新。
（二）CEO权力对企业技术创新影响的行业差异
由于不同行业对技术创新的倚重程度不同，公司治理中关于技术创新的安排相应也会存在差异。鲁桐、党印（2014）发现公司治理对企业技术创新的影响程度存在着明显的行业差异。CEO权力作为公司治理因素之一，本文认为其对企业技术创新的影响程度也存在着行业差异。不同行业的风险偏好存在明显差异，其中技术密集型行业在技术创新项目的投资上明显高于非技术密集型行业，故其风险偏好较非技术密集型行业高。这就对CEO的决策能力有更高的要求，为了提高企业的决策效率，往往要赋予CEO更大的自主权。
许多文献研究发现，不同行业企业赋予CEO的权力大小存在着显著的差异。Porter（1980）认为，企业经营决策过程具有典型的非例行性特征，对于高成长性行业，考虑到其市场机会与竞争形式会不断转换，故应给予经理层更多的自主决策机会，其认为行业成长性应与经理自主权呈显著的正相关关系；Finkelstein、Hambrick（1990）也发现，在产品差异化程度较高的行业，企业将面临更多的替代性选择方案，故对经理决策能力要求更高，该行业的经理自主权也更大。
我国技术密集型行业普遍具有高成长、高产品差异化等特征，故本文认为技术密集型行业的技术创新对CEO权力的依赖要明显高于非技术密集型行业。基于此，提出以下假设：
H2：相对于非技术密集型行业，CEO权力对技术密集型行业技术创新的促进作用更显著。
（三）产权性质对CEO权力与企业技术创新关系的影响
不同于西方资本主义的成熟市场，中国上市公司很大一部分由国有企业转制而成。相比非国有企业，政府对国有企业在经营、设立等方面的约束相对较多，因此国有企业政府职能较强，在投资决策中偏向于采取更稳健的策略，选择那些风险较低的投资机会。
李文贵、余明桂（2102）认为国有企业的风险承担水平较民营企业低。再者，国有企业面临着更为复杂的委托代理关系，国有企业管理层所受到的监督往往来自政府官员，由于缺乏现金流量权的激励，他们不可能像私有股东那样努力监督管理层（朱茶芬、李志文，2008），这导致管理者在经营决策中的道德风险和机会主义行为问题更严重。而CEO权力的扩大可能会加剧其对风险项目的规避，从而不利于企业的技术创新。任海云（2011）研究发现，国有控股企业形成的在政府行政上的超强控制与产权上的超弱控制，使得管理层往往成为企业的实际控制人，他们一般不愿意从事具有较高风险的R＆D投资活动。基于此，提出以下假设：
H3：相对于国有企业，CEO权力对非国有企业技术创新的促进作用更显著。三、研究设计
（一）模型构建与变量设计
为了检验CEO权力与企业技术创新之间的关系，本文建立了以下模型：
Innov=β0+β1Ceoright+β2Size+β3Age+β4Lev+
β5ROA+β6Growth+β7Stkv+β8Liq+β9PPE+β10HHI+
β11HHI2+β12Year+β13Industry+ε （1）
1. 企业技术创新（Innov）的测度。Innov代表企业技术创新。当前文献主要从研发投入和研发产出角度来衡量企业技术创新。研发投入一般指研发资金或人员的投入，而研发产出一般指专利数量、新产品的数量或新产品的销售收入。David等（2001）认为技术创新产出易受外生因素的影响，受管理层控制较少，可比性较差，故不宜把产出作为被解释变量。而技术创新投入主要由企业管理层决定，故能反映管理层的代理行为。本文主要研究的是CEO权力对企业技术创新的影响，目的就是揭示CEO权力的扩大是否提升了企业代理成本，进而抑制了企业技术创新。故从研发投入角度来衡量企业技术创新更为合适，本文以研发强度（即研发费用/营业收入）来衡量企业技术创新。
2. CEO权力（Ceoright）的测度。综合借鉴现有研究，用以下四个哑变量来测度CEO权力：CEO是否兼任董事长（PowerA）、CEO薪酬占排名前三位的高管薪酬比例是否大于行业中位数（PowerB）、CEO是否为董事会成员（PowerC）、CEO是否持有股权（PowerD）。相关性检验发现，各变量间的相关性较低，并且重复交叉反应部分较小，说明以上四个变量能够从不同方面反映CEO的权力。CEO权力是个综合概念，以上每个变量虽然从不同侧面刻画了CEO权力的特征，但并不能对CEO权力形成总体描述。为此，本文借鉴李海霞、王振山（2015）的研究，对这四个变量进行加总得到一个衡量CEO权力的综合变量Ceoright，其计算公式如下：
Ceoright=PowerA+PowerB+PowerC+PowerD
3. 控制变量的设置。结合现有文献研究，本文选取如下变量作为控制变量：企业规模（Size）、企业年龄（Age）、财务杠杆（Lev）、资产回报率（ROA）、成长性（Growth）、股票报酬波动率（Stkv）、流动性（Liq）、资本集中度（PPE）。Atanassov（2013）认为产品的市场竞争程度也会影响企业技术创新，故本文加入了赫芬达尔指数（HHI）和赫芬达尔指数的平方（HHI2）。最后本文还加入了年份（Year）和行业（Industry）控制变量。所有变量及其定义见表1。
（二）样本选择与数据来源
本文选取2010 ~ 2014年沪深Ａ股上市公司为研究样本，并剔除金融类企业、当年IPO的上市公司、∗ST、ST或PT上市公司、数据异常和其他数据缺省的样本，最终得到4040个观测值。同时，对所有连续变量在1%和99%分位水平上进行Winsorize缩尾处理。本文采用的研发支出数据来自同花顺iFinD金融数据终端，其他变量数据来自CSMAR数据库。统计软件为Stata 12.0。
（三）变量描述性统计与相关性检验
对模型（1）中的主要变量进行描述性统计，结果如表2所示。
从表2中可以看出，样本企业技术创新水平（Innov）的均值与中值分别为0.027和0.021，该比例并不高，而且中位数小于均值，即超过一半的样本企业的技术创新水平低于均值，表明我国企业技术创新水平普遍较低。CEO权力（Ceoright）的均值大于中位数，即超过一半的样本企业的CEO权力低于均值，说明我国企业CEO集权程度普遍不高，而且差异明显，标准差达到1.038。从控制变量来看，企业规模（Size）的均值和中位数相差不大，标准差也相对较小，说明样本企业分布较均匀；而企业资产回报率（ROA）的均值并不高，仅为4.9%，盈利水平较低；但营业收入增长率的均值较高，达到了19%，说明我国企业的成长性较好。在回归分析前，本文还对各变量进行了Pearson相关系数检验，发现CEO权力与技术创新水平在1%的水平上显著正相关，初步验证了H1。另外，模型（1）中变量间的相关系数均小于0.5，这表明模型（1）中各变量间不存在严重的多重共线性，从而保证了后续多元回归的准确性。限于篇幅，未列出Pearson检验结果。
四、实证结果分析
（一）多元回归分析
1. CEO权力对企业技术创新的影响。表3是CEO权力与企业技术创新之间的多元回归分析结果。为了避免可能存在的异方差或自相关问题，本文采用“稳健标准误”（Robust）对回归结果进行修正。为了使所得结果更加稳健，通过逐步加入控制变量和行业、年度哑变量的方式进行检验。
在第（1）列中，不加任何控制变量，单独对Ceoright与Innov进行回归，发现Ceoright的系数在1%的水平上显著为正，这与预期一致，说明CEO权力的扩大有利于企业技术创新水平的提升。在第（2）列中加入模型（1）中的企业规模、企业年龄、财务杠杆、资产回报率、成长性、股票报酬波动率、流动性、资本集中度、市场竞争程度等控制变量，在第（3）列中再加入行业与年度控制变量，发现Ceoright的系数仍然显著为正，这进一步验证了H1。这说明在当前制度环境中，我国企业的CEO权力对企业技术创新的作用显然更符合现代管家理论的推理，其对企业技术创新更多地表现为“扶持之手”。CEO的权力越大，其往往面临的约束越少，越会认为自己所处的环境充满奖赏而没有威胁，这将会导致其风险偏好增强，促进企业风险承担能力的提升，从而有利于企业加大对技术创新的投入力度。同时，较高的CEO权力使CEO有能力影响企业的战略决策活动，其意见更能受到其他高管的充分重视，从而有利于企业加快对技术创新项目的推进。
2. 行业差异、产权性质对CEO权力与企业技术创新关系的影响。在全样本回归的基础上，考虑到CEO权力对企业技术创新影响可能存在的行业差异，本文借鉴鲁桐、党印（2014）由聚类分析得出的结果，将样本分为技术密集型行业组和非技术密集型行业组，分别进行回归分析，回归结果如表4第（1）、（2）列所示。从表4中可以看出，技术密集型组CEO权力（Ceoright）与企业技术创新（Innov）在5%的水平上显著正相关，而非技术密集型组CEO权力（Ceoright）对企业技术创新（Innov）的影响并不显著，而且从两组Ceoright回归系数值的大小来看，技术密集型组明显高于非技术密集型组。该结果表明在技术密集型行业CEO权力对企业技术创新的影响较非技术密集型行业显著，从而验证了本文的H2。技术密集型行业的技术创新投入较高，由于技术创新风险较高，需要企业具有更高的风险承担水平，这就对CEO的决策能力要求较高，需要更多的治理安排与企业技术创新过程相匹配，CEO权力因素的重要性得到突显。
考虑到产权性质对CEO权力与企业技术创新关系的影响，本文按照企业终极控制人类型将样本企业划分为非国有企业组与国有企业组，然后进行分样本组回归，结果如表4第（3）、（4）列所示。从回归结果可以看出，非国有企业组CEO权力（Ceoright）与企业技术创新（Innov）在5%的水平上显著正相关，而在国有企业组中CEO权力（Ceoright）对企业技术创新（Innov）的影响并不显著，而且从两组Ceoright的回归系数来看，非国有企业组大于国有企业组。该结果表明，相比国有企业，非国有企业CEO权力对企业技术创新的影响较显著，该实证结果验证了本文的H3。由于国有企业要承担政府的许多社会职能，具有严重的政策性负担，而过高的风险承担水平不利于国有企业实现政治家的政治目标和社会稳定职能，故国有企业的风险承担水平通常较低，其CEO在进行投资决策时往往更为保守，从而导致CEO权力的扩大并不能有效提高其对技术创新项目的投资，有时甚至会加剧CEO对风险项目的规避。
（二）进一步检验
通过上述实证检验发现，我国CEO权力对于企业技术创新更多地表现为“扶持之手”，即能够促进企业技术创新。企业进行技术创新的最终目的是提高企业绩效，上文以研发强度来衡量企业技术创新水平，仅检验了CEO权力对研发投资的作用，并没有检验CEO权力是否影响研发投资对企业绩效的作用效果。因为研发投资资源有可能被无效地配置和利用，当前企业对技术创新的投资往往有量无质，技术创新投资的提高并没有显著提升企业绩效，从而导致无效投资。
那么，CEO权力的扩大除了有利于促进企业增加技术创新投资量，是否还有利于促进企业技术创新投资对企业绩效的提升作用？还是会导致CEO过于冒险，产生无效投资，从而降低企业技术创新投资对企业绩效的提升作用？本文将进一步检验CEO权力对技术创新与企业绩效关系的影响，以期更全面地验证CEO权力对企业技术创新是否为真正意义上的“扶持之手”。本文建立以下模型来检验技术创新对企业绩效的作用：
PF=β0+β1Innov+β2Size+β3Age+β4Lev+
β5CFA+β6N1+β7N25+β8Growth+β9Year+
β10Industry+ε （2）
模型（2）中的被解释变量为企业绩效（PF）。朱焱、张孟昌（2013）把企业绩效分为短期绩效和长期绩效两个维度来衡量，并以ROA指标作为企业短期业绩评价指标，以托宾Q值作为企业长期业绩评价指标。企业技术创新的目的在于提高核心竞争力，更多地体现为长期绩效。故本文在模型（2）中采用托宾Q值（即企业市值/总资产）来衡量企业绩效。模型（2）的解释变量为企业技术创新（Innov），同样以研发强度（即研发支出/销售收入）测度。借鉴陈德萍、曾智海（2012）的研究，模型（2）在模型（1）的基础上，增加了经营现金流（CFA）、第一大股东持股比例（N1）、第二至第五大股东持股比例之和（N25）等控制变量。
为了检验CEO权力对技术创新与企业绩效关系的影响，本文进一步在模型（2）的基础上引入CEO权力（Ceoright）、CEO权力与技术创新的交乘项（Ceoright×Innov）两个变量，得到模型（3）。假如模型（3）中交乘项（Ceoright×Innov）的系数β3显著为正，则表示CEO权力的扩大有利于促进技术创新对企业绩效的提升作用，即有利于提升企业的技术创新绩效。
PF=β0+β1Innov+β2Ceoright+β3CeorightInnov+β4Size+β5Age+β6Lev+β7CFA+β8N1+β9N25+
β10Growth+β11Year+β12Industry+ε （3）
CEO权力对技术创新与企业绩效关系的影响的检验结果如表5所示。表5的第（1）列为全样本回归结果，从中可以看出，交乘项（Ceoright×Innov）的系数在1%的水平上显著为正，即CEO权力对企业技术创新与企业绩效间具有显著的正向调节作用，CEO权力有利于提升企业的技术创新绩效。这表明CEO权力不仅能提高企业技术创新投资量，还有利于提升技术创新投资对企业绩效的作用效果，从而表现为真正意义上的“扶持之手”。同样，考虑到行业差异、产权性质的影响，本文又对其展开分样本回归，从表5的第（2） ~ （5）列可以看出，技术密集型组与非国有企业组交乘项（Ceoright×Innov）的系数均在1%的水平上显著为正，而非技术密集型组与国有企业组交乘项（Ceoright×Innov）的系数均不显著，这表明CEO权力对企业技术创新与企业绩效间具有显著的正向调节作用，且更多地表现在技术密集型行业与非国有企业中。
（三）稳健性检验
为了确保研究结论的可靠性，本文进行了多项稳健性检验：①为避免由于变量计量偏差而对结论产生影响，借鉴鲁桐、党印（2014）的研究，将因变量研发投入强度由原来的研发支出与营业收入的比值分别替换为研发支出与总资产的比值、研发支出与员工人数的比值，重新进行回归，发现结果不变；②重新度量CEO权力，借鉴陈收等（2014）的研究，对前文中的四个权力哑变量进行主成分分析，以第一主成分作为衡量CEO权力的综合变量，重新进行测试，发现结果未变；③用资产收益率与净资产收益率替代托宾Q值来衡量企业绩效，重新进行测试，发现结果不变。通过以上检验可以认为前文的结论是稳健的。限于篇幅，检验结果从略。
五、结论与启示
本文以2010 ~ 2014年中国沪深A股上市公司为样本，检验CEO权力对企业技术创新的影响。研究发现，在中国当前制度转轨、产业结构调整和现代企业制度建立并存的历史环境下，提升CEO权力有利于强化其个体决策的风险倾向，增强CEO决策的控制力，从而带来企业战略决策与经营决策的高效率,促进企业对风险项目进行投资，提升企业技术创新，即CEO权力对企业技术创新表现为“扶持之手”，而这种正向作用在技术密集型行业与非国有企业里表现得尤为明显。进一步检验还发现，CEO权力的扩大不仅有利于提高企业的技术创新投资量，还有利于促进技术创新对企业绩效的提升作用，从而表现为真正意义上的“扶持之手”，这种效应同样更多地表现在技术密集型行业与非国有企业中，故企业应根据自身所处行业的特点及产权性质来安排公司治理重点。对于技术密集型行业与非国有企业来说，一方面应赋予CEO更多的自主权；另一方面，因为CEO的强权地位会导致其决策更少受到外部的监督，易出现极端决策，最终可能造成企业经营风险的加大。因此，企业在赋予CEO更多自主权的同时，也必须进一步完善企业的内外部约束机制，从而确保CEO集权但不滥权。
代理理论把经理人视为自利主义者和机会主义者，治理结构设计上主张建立独立的董事会、CEO与董事长两职分离、增加外部或独立董事，以加强对经理人的监督，这些公司治理措施长期以来被中国公司所效仿。实际上，这些观点即使在西方也没有得到充分验证。与此相反，两职合一、强调内部或关联董事的作用、弱化物质激励等做法得到了一定程度上的理论与实证支持（张辉华等，2005）。中国的公司治理改革是在转型经济框架和集体主义文化背景下进行的，其改革背景较西方存在较大差异，西方的公司治理措施并不一定完全适用于中国。本文的结论为现代管家理论提供了新的经验支持，进一步验证了CEO权力对企业所表现出的正面效应，丰富了现有关于CEO权力经济后果的研究。
主要参考文献：
吴卫华，万迪昉，吴祖光．CEO权力,董事会治理与公司冒险倾向［J］．当代经济科学，2014（1）．
Crossland C., Hambrick D. C.．Differences in managerial discretion across countries: How nation-level institutions affect the degree to which CEOs matter［J］．Strategic Management Journal，2011（8）．
唐未兵，傅元海，王展祥．技术创新,技术引进与经济增长方式转变［J］．经济研究，2014（7）．
陈炜嘉．站在供给侧改革的创新风口［N］．中国证券报，2015-12-09．
张三保，张志学．管理自主权：掠夺之手，无为之手还是扶持之手？［J］．中大管理研究，2014（4）．
Lewellyn K. B.，Muller Kahle M. I.．CEO power and risk taking：Evidence from the subprime lending industry［J］．Corporate Governance：An International Review，2012（3）．
李海霞，王振山．CEO杈力与公司风险承担——基于投资者保护的调节效应研究［J］．经济管理，2015（8）．
陈收，肖咸星，杨艳等．CEO权力，战略差异与企业绩效——基于环境动态性的调节效应［J］．财贸研究，2014（1）．
周建，许为宾，余耀东．制度环境、CEO 权力与企业战略风格［J］．管理学报，2015（6）．
鲁桐，党印．公司治理与技术创新：分行业比较［J］．经济研究，2014（6）．
李文贵，余明桂．所有权性质、市场化进程与企业风险承担［J］．中国工业经济，2012（12）．
Atanassov J.．Do hostile takeovers stifle
innovation？Evidence from antitakeover legislation and corporate patenting［J］．The Journal of Finance，2013（3）．
朱焱，张孟昌．企业管理团队人力资本、研发投入与企业绩效的实证研究［J］．会计研究，2013（11）．
陈德萍，曾智海．资本结构与企业绩效的互动关系研究——基于创业板上市公司的实证检验［J］．会计研究，2012（8）．
