外部制度環(huán)境、高管自主權與企業(yè)創(chuàng)新戰(zhàn)略
——中國30省12 301家企業(yè)的證據(jù)①

張三保,劉 沛

(武漢大學 經(jīng)濟與管理學院,武漢 430072)

1 問題提出

創(chuàng)新是推動長期經(jīng)濟發(fā)展的根本動力,基于創(chuàng)新的競爭是現(xiàn)代市場經(jīng)濟的實質(zhì)。黨的十九大提出堅定實施創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展戰(zhàn)略,“十三五”是我國經(jīng)濟發(fā)展模式實現(xiàn)從要素驅(qū)動向創(chuàng)新驅(qū)動轉(zhuǎn)型的關鍵階段。轉(zhuǎn)型的成敗,決定著我們能否突破自身發(fā)展瓶頸、應對內(nèi)外部環(huán)境挑戰(zhàn)、跨越“中等收入陷阱”、塑造新的競爭優(yōu)勢。一國必須持續(xù)創(chuàng)新其政治、經(jīng)濟和文化制度……誘致企業(yè)家活動不斷配置到創(chuàng)新行動中[1]。

通過制度創(chuàng)新誘致企業(yè)家的創(chuàng)新行動,首先有必要明確兩個問題:其一,哪些具體制度要素影響企業(yè)創(chuàng)新?其二,制度環(huán)境作用于企業(yè)創(chuàng)新的機制是什么?為了回答這兩個問題,我們首先結合制度理論和高階理論,初步構建出連接制度環(huán)境、戰(zhàn)略領導與企業(yè)創(chuàng)新戰(zhàn)略的分析框架。隨后,本文系統(tǒng)梳理了中國情境下影響企業(yè)創(chuàng)新的制度與領導因素。之后,分別就制度環(huán)境、管理自主權與企業(yè)創(chuàng)新三者間關系提出假設,并運用世界銀行的大樣本數(shù)據(jù)進行假設檢驗和穩(wěn)健性檢驗。文章最后簡要歸納了研究結論,以及理論和現(xiàn)實啟示。

本文的貢獻包括四個方面:第一,在既有基礎上[2],定量考察省份和城市兩個層次的制度環(huán)境,作用于企業(yè)研發(fā)投入的機制,真正實現(xiàn)宏觀與微觀領域的有效連接,推動了制度基礎觀與高階理論的融合發(fā)展；第二,基于理論與國情分析,本文將離婚率作為信任的創(chuàng)新性測量方案,豐富了中國情境下的非正式制度研究；第三,通過考察管理自主權對企業(yè)研發(fā)投入及其波動的效應,進一步厘清了管理自主權的本質(zhì),即行為自由度和目標自由度的統(tǒng)一,呼應了前人的定性判斷[3]及實證結論[4]；第四,研究結論為企業(yè)研發(fā)投入決策、政企關系處理乃至支持創(chuàng)新的國家治理體系建設提供了啟發(fā)。

2 分析框架、理論基礎與假設提出

2.1 分析框架

企業(yè)戰(zhàn)略選擇能反映正式與非正式制度的約束。制度基礎觀(institution-based view)為探究制度環(huán)境與企業(yè)之間的交互作用及其對企業(yè)戰(zhàn)略選擇的影響提供了理論視角[5]。它有兩個核心假設:第一,管理者和企業(yè)在制度約束下理性地追求他們的利益,并作出戰(zhàn)略選擇；第二,當正式制度與非正式制度共同支配企業(yè)的行為時,在正式制度約束失效的情況下,非正式制度約束在降低不確定性、堅定管理者與企業(yè)信心方面發(fā)揮了更重要的作用。盡管制度基礎觀及其相關研究系統(tǒng)證明了制度環(huán)境對于企業(yè)戰(zhàn)略的重要作用,但它們往往忽視了高管的重要作用。目前關于制度環(huán)境對企業(yè)創(chuàng)新行為的影響研究,大多立足于制度理論,探究制度因素(如政府干預、政府補貼、金融發(fā)展水平等)對企業(yè)創(chuàng)新的直接效應,未能深入挖掘宏觀環(huán)境對微觀企業(yè)行為的作用機制,形成“黑箱”。

對此,高階理論(upper echelons theory)指出,高管會對企業(yè)的產(chǎn)出產(chǎn)生重要影響,企業(yè)的戰(zhàn)略選擇反映了組織內(nèi)高管團隊的價值觀念和認知基礎[6]。作為高階理論的重要變量,管理自主權(managerial discretion)是管理者在制定和執(zhí)行戰(zhàn)略的過程中具備的行為自由度,擁有較高自主權的管理者才能按照自己的意愿實施變革,才有助于管理者在動態(tài)環(huán)境中不斷調(diào)整以應對外界變化[7]。管理自主權被認為是“宏觀”與“微觀”的有效連接紐帶,在中國企業(yè)的發(fā)展歷程中具有重要意義,在轉(zhuǎn)型中國背景下理應得到更多的實證檢驗[4]。并且,管理的精髓在于CEO的管理自主權,在于戰(zhàn)略與內(nèi)部資源和外部環(huán)境的匹配,而不僅僅是政策、制度與行業(yè)環(huán)境的問題[8]。因此,結合制度基礎觀與高階理論來探究企業(yè)戰(zhàn)略選擇具有十分重要的現(xiàn)實意義?；诖吮尘?本文構建出如圖1的分析框架。圍繞此研究框架,本文將對現(xiàn)有研究進行回顧,分別從制度理論和高階理論視角,識別企業(yè)創(chuàng)新的驅(qū)動因素與作用路徑,提出相關研究假設并進行實證檢驗。

圖1 本文研究框架

2.2 理論基礎

2.2.1 影響企業(yè)研發(fā)投入的制度要素

(1)非正式制度

研究發(fā)現(xiàn),民營企業(yè)家的銀行與協(xié)會關系資本[9]、省份的社會資本、社會信任[10],分別在企業(yè)、省份乃至國家層次,促進了研發(fā)投資傾向或?qū)嵺`。同時,省份社會資本對企業(yè)技術創(chuàng)新水平的促進作用,在內(nèi)資股權比例越高的企業(yè)越明顯,甚至能替代法律保護發(fā)揮作用[11]。

(2)政府作用

政府作用包括支持和干預兩個方面?？傮w而言,政府服務對民營企業(yè)的研發(fā)投入有顯著促進作用,政府管制則相反[12]。具體就政府研發(fā)補助對企業(yè)自身研發(fā)投入的影響來說:一種觀點認為,它具有正向激勵作用,甚至緩解外部融資約束、平滑研發(fā)投資波動,推動可持續(xù)性創(chuàng)新[13-14]。另一種觀點指出,它存在杠桿效應,且工業(yè)化階段的發(fā)展會不斷增強這種效應[15]。那么,什么影響政府補助的決策呢?傳統(tǒng)以GDP為考核標準的晉升競爭,以及地方政府財權與事權的不匹配,都顯著降低了政府對企業(yè)的R&D補貼；而政府干涉越少、尋租空間越小,企業(yè)R&D投入強度會隨之提高[16]。

(3)法治與中介組織發(fā)展水平

良好的法律保護制度將促進企業(yè)的研發(fā)活動。比如,名義和實際知識產(chǎn)權保護水平的提高,均對企業(yè)研發(fā)投入有顯著正向影響[17-18]。但也有研究認為,現(xiàn)階段中國知識產(chǎn)權保護水平尚未對中國企業(yè)研發(fā)投入產(chǎn)生正效應[19]。有研究表明,律師和會計師等市場中介組織服務條件、行業(yè)協(xié)會對企業(yè)的幫助程度,均顯著正向影響企業(yè)R&D投資[20]。此外,公共研究機構有利于增進知識吸收能力強企業(yè)、而擠出知識吸收能力弱企業(yè)的研發(fā)投入,有利于激勵聯(lián)盟內(nèi)企業(yè)而遏制聯(lián)盟外企業(yè)的研發(fā)活動[21]。

(4)金融發(fā)展、民營經(jīng)濟與外商投資

普遍認為,高效的金融體系能促進企業(yè)的研發(fā)活動[22]。融資約束則顯著抑制了民營企業(yè)R&D投入；從融資來源上看,自身現(xiàn)金流、注冊資本及商業(yè)信用增加了企業(yè)R&D投入,而銀行貸款則減少了企業(yè)R&D投入；國有企業(yè)R&D投入依靠現(xiàn)金流、注冊資本以及銀行貸款,而民營企業(yè)則依賴現(xiàn)金流、注冊資本和商業(yè)信用[23]。此外,金融發(fā)展和外商直接投資均對中國內(nèi)資企業(yè)研發(fā)投入具有顯著的正向效應[24]。

(5)市場化程度

良好的市場化環(huán)境是企業(yè)技術創(chuàng)新的外部推動力量；市場化指數(shù)、法制環(huán)境指數(shù)、融資環(huán)境指數(shù)和產(chǎn)品市場環(huán)境指數(shù)與公司R&D投入水平顯著正相關,且這種正相關關系在中央企業(yè)最高；對于地方國企而言,這種推動作用容易被地方政府干預削弱[25-28]。

2.2.2 影響企業(yè)研發(fā)投入的高管要素

現(xiàn)有研究表明,除年齡、性別、學歷、任期、素質(zhì)等高管個人層次的影響因素外,高管預期與外部對高管的壓力,也對企業(yè)研發(fā)投入產(chǎn)生影響——分析師關注帶來的過大壓力,導致高管為了提高短期業(yè)績而減少研發(fā)投入；當然,分析師關注也可能減少信息不對稱,從而促進公司研發(fā)投入[29]。此外,管理層對IPO超募資金的預期,也影響了企業(yè)的R&D投入強度,分別呈正向和U型關系[30]。

高管團隊傳記性與非傳記性人力資本,都顯著影響企業(yè)研發(fā)投入[31]。具體而言,團隊的平均年齡、離職組高管持股與R&D投入強度負相關；高管團隊的平均受教育水平、平均任期和職業(yè)經(jīng)驗,以及非離職組高管持股與R&D投入強度正相關[32]。并且,創(chuàng)始經(jīng)理人在高管團隊中的比例及其兼任CEO,會抑制企業(yè)研發(fā)投入；高管團隊股份均勻度則會稀釋創(chuàng)始經(jīng)理人對企業(yè)研發(fā)投入的影響[33]。此外,高管團隊平均年齡對企業(yè)研發(fā)投入沒有影響,其平均在位時間與企業(yè)研發(fā)投入顯著負相關,團隊成員中技術性背景成員的比重與企業(yè)研發(fā)投入正相關；引入激勵機制后高管團隊人力資本的激勵能促進企業(yè)增強研發(fā)投入強度[34]。

2.3 研究假設

2.3.1 地區(qū)制度環(huán)境與企業(yè)CEO管理自主權

對管理自主權前因的探討,既有研究多聚焦行業(yè)、組織和個人因素,而忽視了制度因素。許多國家管制日趨放松等宏觀環(huán)境方面的諸多要素,帶來了管理自主權的巨大擴展[35]。此后,國家層次的制度環(huán)境對國別CEO自主權水平的影響,先后獲得理論和實證支持[7,36]。進一步的研究則證實,一國內(nèi)部省份層次的制度環(huán)境,對省域CEO自主權水平產(chǎn)生作用[2]。然而,目前尚無研究提供企業(yè)層次的證據(jù),證實企業(yè)所在地區(qū)宏觀制度環(huán)境與微觀企業(yè)CEO自主權的關系,從而真正實現(xiàn)宏觀與微觀之間的有效連接。為此,本文從微觀層次提出如下假設:

對于企業(yè)所在的城市或省份而言,較高的社會信任水平,較大的貿(mào)易保護程度、司法公正程度、金融發(fā)展水平、勞動力靈活性、民營經(jīng)濟發(fā)展水平以及外商投資水平,會促進CEO管理自主權；而較大的政府干預程度越大,則將嚴重制約CEO管理自主權(H1)。

2.3.2 管理自主權與企業(yè)研發(fā)投入

CEO管理自主權與企業(yè)研發(fā)投入的關系存在兩種截然相反的結論。一方面,CEO管理自主權越大,企業(yè)就更可能加大創(chuàng)新投入[37-39],而非購買技術創(chuàng)新成果[40]。另一方面,CEO管理自主權越大,企業(yè)啟動R&D活動的概率越低,且R&D投入水平越低[41-42],CEO管理自主權與企業(yè)R&D投資顯著負相關。根據(jù)管理自主權的界定,我們認為,它對企業(yè)研發(fā)投入具有正向影響,但當其增加到一定幅度時,對企業(yè)研發(fā)投入的正向效應也必將趨于平緩。何況,管理自主權還受制于制度與資源動因,也不可能無限增大?；诖?本文提出如下假設:

CEO管理自主權越大,企業(yè)研發(fā)投入強度越高(H2a),企業(yè)研發(fā)投入強度的波動越低(H2b)。

2.3.3 地區(qū)制度環(huán)境、CEO管理自主權與企業(yè)研發(fā)投入

既往研究通常將CEO管理自主權作為調(diào)節(jié)變量,而忽視了其在外部環(huán)境與企業(yè)行為關系中的中介作用[43]。國外已有學者檢驗并證實了管理自主權的中介效應[44-45]。國內(nèi)學者研究發(fā)現(xiàn),管理自主權僅顯著影響企業(yè)規(guī)模與R&D經(jīng)費投入強度的關系,而對企業(yè)規(guī)模與R&D人員投入強度關系的影響不顯著[41]。此外,技術型企業(yè)的股權集中度對管理自主權的配置有正向影響,并通過管理自主權顯著正向影響企業(yè)R&D投入[46]。據(jù)此,本文提出如下假設:

CEO管理自主權中介了地區(qū)制度環(huán)境與企業(yè)研發(fā)投入強度及其波動的關系(H3)。

3 假設檢驗

3.1 樣本來源

企業(yè)層次的數(shù)據(jù)來自世界銀行2005年在中國30個省(自治區(qū)、直轄)的120個城市開展的“企業(yè)投資與經(jīng)營環(huán)境調(diào)查”。調(diào)查涉及的12 400家企業(yè)樣本中,4個直轄市各抽樣調(diào)查了200家企業(yè),其余城市各100家。結合研究指標,我們對問卷調(diào)查數(shù)據(jù)進行了仔細勘查,剔除了包含明顯奇異特征值的觀測企業(yè),最終樣本共包括12 301家企業(yè)。

3.2 變量測量

3.2.1 自變量:省份層次的制度指標

(1)非正式制度

任何一個社會的經(jīng)濟活動都根植于社會關系網(wǎng)絡中。在以家庭為基本單元的中國社會,居于支配地位的組織原則——“親族原則”——在相當程度上影響著人們?nèi)粘＝煌袨橹械男湃?包括信任程度和信任范圍),并進而制約著奠基于信任之上的合作行為的發(fā)生、發(fā)展[47]。韋伯亦認為,中國社會信任的基石建立在親戚關系或家庭式的純粹個人關系之上,也就是說,信任的半徑只在家庭層面,因為家庭是中國社會的基本單元[48]。很明顯,如果這種社會基本單元因為離婚而導致破裂,那么至少婚姻雙方的信任感會極度降低。同理,不難推測:如果一個地區(qū)家庭破裂比率(即粗離婚率)較高,則當?shù)厣鐣湃嗡綄⒋蠓档?。因?本文以省份粗離婚率指數(shù)作為信任程度的代理變量。

(2)正式制度

樊綱、王小魯和朱恒鵬在《中國市場化指數(shù)》一書較為客觀地量化了1997—2007年中國地區(qū)間的制度差異與變遷過程[49]。如表1所示,本文從中選取了反映各省正式制度的6個相關指標,包括地方保護程度、司法公正程度、金融業(yè)市場化、勞動力靈活性、非國有經(jīng)濟的發(fā)展和外商投資水平。其中,除勞動力靈活性自行設計與計算外,其余指標均根據(jù)《中國市場化指數(shù)(2010)》中2002—2004三年指標的均值得到。此外,由于數(shù)據(jù)受限,缺乏合適的指標來度量政府干預程度,在后面的穩(wěn)健性檢驗中進行進一步檢驗。

3.2.2 中介變量和因變量:企業(yè)創(chuàng)新及其波動

中介變量方面,我們采用總經(jīng)理分別的匯報的、其在企業(yè)生產(chǎn)、投資、用工三個方面的自主權程度,并根據(jù)匯報結果計算了管理自主權的總體均值。

因變量包括有關創(chuàng)新的三個指標——企業(yè)是否開展研發(fā)、研發(fā)投入強度及其波動。其中,本文參考唐躍軍和左晶晶測量企業(yè)創(chuàng)新的方法[50],使用當年研發(fā)投入與上年總資產(chǎn)比重來計算“研發(fā)投入強度”。此外,本文還參考了馬光榮、劉明和楊恩艷的另一種測量研發(fā)投入強度的方法——當年研發(fā)支出占當年銷售收入比重[51],在此基礎上計算“研發(fā)投入強度波動”的指標,表征創(chuàng)新的持續(xù)性。具體如表1所示。

表1 自變量、中介變量和因變量測量方法

續(xù)表

3.2.3 控制變量:個人、組織與城市層次

基于對CEO管理自主權相關文獻的回顧[43,52-53],本文識別了地區(qū)、組織、高管等層次因素對管理自主權的影響；在關于企業(yè)研發(fā)投入的研究中,組織、高管層次影響因素被廣泛識別[54-55],因此,結合數(shù)據(jù)的可獲得性,本文控制了CEO個人、所在企業(yè)組織與所在城市三個層次的影響因素:個人層次包括CEO的教育程度,任期,是否政府任命,是否兼任董事長,以及與中層經(jīng)理的薪酬差距；企業(yè)層次包括民營產(chǎn)權比重、外資產(chǎn)權比重、年齡以及規(guī)模；城市層次則為城市經(jīng)濟規(guī)模。

3.3 回歸分析

本文應用省份制度環(huán)境對管理自主權進行了OLS回歸,進一步驗證H1和H2,回歸結果如表2所示。為了控制各制度因素之間的交互影響,我們控制高管、組織、城市層次變量的影響,在回歸模型中逐一加入制度指標?；貧w結果表明,作為非正式制度的表現(xiàn)形式,省域人際信任程度越小,則該省企業(yè)CEO管理自主權也越小(β=-0.132,p＜0.01)。從正式制度指標來看,省域地方政府保護水平越高,CEO管理自主權越大(β=0.066,p＜0.01)；省域司法公正程度(β=0.025,p＜0.01)、金融發(fā)展水平(β=0.026,p＜0.01)、民營經(jīng)濟發(fā)展程度(β=0.043,p＜0.01)以及外商投資力度(β=0.026,p＜0.01)越高,則該省CEO管理自主權越大。盡管勞動力靈活性(β=0.008)對CEO管理自主權的影響不顯著,但仍起正向作用。因而,假設1絕大部分得以驗證。我們還可以發(fā)現(xiàn),管理自主權顯著正向影響企業(yè)研發(fā)投入(β=0.003,p＜0.01),顯著負向影響企業(yè)研發(fā)投入波動(β=-1.196,p＜0.01),因此,H2a和H2b均得以驗證。

表2 省份制度、管理自主權與R&D投入及其波動的OLS回歸結果

3.4 中介效應分析

為進一步檢驗假設3,我們運用Sobel檢驗方法,考察了CEO管理自主權對制度前因與企業(yè)研發(fā)投入及其波動關系的中介效應[56-57]。如表3所示,在對7種制度指標與2種企業(yè)研發(fā)投入指標進行的14項Sobel檢驗中,信任水平分別與企業(yè)R&D投入強度(Sobel系數(shù)=-0.000 4,Z=-2.651,p＜0.01)及其波動(Sobel系數(shù)=0.31,Z=2.71,p＜0.01),地方保護程度與企業(yè)研發(fā)投入波動(Sobel系數(shù)=-0.11,Z=-2.82,p＜0.01),勞動力靈活性與研發(fā)投入強度(Sobel系數(shù)=0.000 03,Z=1.974,p＜0.05)四對關系被完全中介；其余均被部分中介。由此,H3得以初步驗證。

4 穩(wěn)健性檢驗

為了檢驗前述結果的穩(wěn)健性,我們使用不同層次的制度變量與不同內(nèi)容的創(chuàng)新指標,分別對CEO管理自主權與制度前因與創(chuàng)新結果的關系進行了實證分析。

4.1 變量測量

中介變量與三個層次的控制變量均與前述研究相同,自變量與因變量測量方法如下。

4.1.1 自變量:城市制度環(huán)境

(1)非正式制度

參考前人做法[58-59],本文采用1999年各省自愿獻血率的自然對數(shù),反映2002—2004年的各省社會信任水平。

(2)正式制度

世界銀行將2005年《企業(yè)投資與經(jīng)營環(huán)境調(diào)查》所得到的企業(yè)層次數(shù)據(jù)合并到了城市層次,這里包括5個正式制度指標:①政府干預程度。詢問企業(yè)每年用來和稅務、公安、環(huán)保、勞動和社會保障等部門打交道的總天數(shù)。用總天數(shù)除以365。②司法公正程度。詢問企業(yè)在商業(yè)或其他爭議中的合同權利和產(chǎn)權(包括履約)得到保護的可能性(%)。該變量經(jīng)標準化后構成一項指數(shù)。③金融發(fā)展水平。本次調(diào)查中區(qū)級已獲得銀行貸款的企業(yè)比例。④勞動力靈活性。詢問企業(yè)如果裁員不涉及任何處罰,它們認為其冗員比例是多少。因而,冗員度越低則表明勞動力市場越靈活。⑤民營企業(yè)發(fā)展水平。國內(nèi)民營企業(yè)在本次調(diào)查中所占的百分比。

4.1.2 因變量

與前述研究不同,這里的企業(yè)R&D投入強度以人均研發(fā)投入來衡量,即2004年R&D支出/當年總雇傭人數(shù)。R&D投入強度波動的指標,則以2004年人均R&D投入強度與2003年該值之差,除以2003年R&D投入強度。這兩個指標均由我們計算得出。

4.2 回歸分析

運用城市層次制度環(huán)境的回歸結果如表3所示。從非正式制度來看,更高的社會信任水平,與更大的CEO管理自主權相關(β=0.083,p＜0.01)。正式制度的兩個負向指標上:更大的政府干預程度(β=-10.57,p＜0.01)和更小的勞動力靈活性(β=-5.996,p＜0.01),均與更小的CEO管理自主權相關。從正式制度的其余指標來看,更高的司法公正程度(β=1.029,p＜0.01)、金融發(fā)展水平(β=0.3,p＜0.01)、民營經(jīng)濟發(fā)展水平(β=0.374,p＜0.01),均與更大的CEO管理者自主權相關,假設1得以驗證。CEO管理自主權與企業(yè)研發(fā)投入及其波動的關系方面:CEO管理自主權越大,企業(yè)人均研發(fā)投入強度越大(β=0.0004,p＜0.1),人均研發(fā)投入強度的波動越小(β=-1.596,p＜0.01)。假設2得到進一步驗證。

表3 城市制度、CEO管理自主權與企業(yè)R&D投入及波動的OLS回歸結果

4.3 中介效應檢驗

Sobel方法檢驗結果顯示,CEO管理自主權完全中介了以下制度指標與研發(fā)投入波動的關系:信任程度(Sobel系數(shù)=-0.12,Z=-3.82,p＜0.01)、政府干預程度(Sobel系數(shù)=17.41,Z=4.50,p＜0.01)、司法公正程度(Sobel系數(shù)=-1.59,Z=-4.47,p＜0.01)、金融發(fā)展水平(Sobel系數(shù)=-0.55,Z=-2.76,p＜0.01)、勞動力靈活性(Sobel系數(shù)=9.01,Z=4.26,p＜0.01)以及民營經(jīng)濟發(fā)展水平(Sobel系數(shù)=-0.74,Z=-3.59,p＜0.01)。由此確認,CEO管理自主權具有中介效應。

5 研究結論與啟示

5.1 研究結論

(1)制度環(huán)境與管理自主權

本文分別采用離婚率、自愿獻血率兩個指標,作為企業(yè)或社會信任水平這一非正式制度的代理變量,并運用城市與省份兩個層次的7個正式制度指標(包括政府干預與保護程度、司法公正程度、金融發(fā)展水平、勞動力靈活性、民營化程度和外商投資水平),對企業(yè)CEO管理自主權進行了回歸分析。研究發(fā)現(xiàn):企業(yè)總部所在城市或省份的社會信任水平、政府保護程度、司法公正程度、金融發(fā)展水平、勞動力靈活性、民營經(jīng)濟發(fā)展水平及外商投資水平越高,則其CEO管理自主權越大。相反,企業(yè)總部所在地區(qū)的政府干預程度越大,則其CEO管理自主權越小。也就是說,地區(qū)制度環(huán)境的差異會導致企業(yè)管理自主權大小的差異。

(2)管理自主權與企業(yè)研發(fā)投入

實證表明:第一,當CEO擁有更大的管理自主權,企業(yè)將更有可能增加研發(fā)投入強度,承擔由此帶來的潛在風險,并獲取與之相應的回報；第二,盡管CEO擁有更大的管理自主權時,企業(yè)更有可能在再投資中加大研發(fā)投入的強度,但出于對企業(yè)風險可控性的關注,CEO主觀上會降低企業(yè)研發(fā)投入強度的波動。由此可見,CEO對其管理自主權的利用,并非盲目冒險以追逐超額回報,而是張弛有度、理性決策,既敢于承擔風險,又適時規(guī)避風險,從而實現(xiàn)CEO個人與其企業(yè)目標的統(tǒng)一。

5.2 理論啟示

第一,在管理自主權的本質(zhì)方面,從管理自主權對企業(yè)研發(fā)投入戰(zhàn)略的影響來看:一方面,CEO管理自主權越大,企業(yè)研發(fā)投資強度越高；另一方面,隨著CEO管理自主權的增大,企業(yè)研發(fā)投入強度的波動卻越低。這表明,作為一種“行為自由度”,CEO管理自主權固然能對企業(yè)的創(chuàng)新戰(zhàn)略產(chǎn)生巨大影響,但這種影響仍存在一定限度。畢竟,企業(yè)戰(zhàn)略選擇是多種要素共同作用的結果,CEO管理自主權縱然具有強大解釋力,也只能解釋其中一部分。

第二,在管理自主權的效應方面,其中介效應得以證實,突破了以往研究中大量驗證的調(diào)節(jié)效應。也就是說,制度環(huán)境對企業(yè)研發(fā)投入戰(zhàn)略的影響,是通過管理自主權來傳導的,制度環(huán)境作用于企業(yè)研發(fā)投入的機制得以明晰。

第三,進一步證明了“制度動因→CEO管理自主權→組織行為”的分析框架,從而既拓寬了高階理論的外延,又強化了制度理論的內(nèi)涵,實現(xiàn)了宏觀與微觀的有效連接。同時,本文在制度因素的選擇上,探究了多種制度因素,并創(chuàng)新性地設計了社會信任之一指標的測量方法,為未來的相關研究奠定了數(shù)據(jù)基礎。

5.3 管理實踐啟示

首先,企業(yè)創(chuàng)新方面,對于企業(yè)高管而言,應理性發(fā)揮管理自主權的作用,致力于促進企業(yè)創(chuàng)新。在企業(yè)創(chuàng)新乏力時,政府則應創(chuàng)造良好外部制度環(huán)境,釋放企業(yè)自主權。具體而言,政府部門在“研究制定涉企政策、規(guī)劃、法規(guī),要聽取企業(yè)家的意見建議”,進而“健全企業(yè)家參與涉企政策制定機制”[60]。

其次,政企關系方面,本文發(fā)現(xiàn),政府保護和政府干預對企業(yè)CEO自主權有著截然不同的影響。因此,對于企業(yè)而言,應理性看待政府作用,不應一味抵制,也不應過度涉入,而應在經(jīng)營中發(fā)揮管理自主權,開展創(chuàng)新,實現(xiàn)持續(xù)發(fā)展。對于政府,要著力營造“親”和“清”的政企關系,尊重企業(yè)高管自主權,鼓勵創(chuàng)新能動性,促進企業(yè)乃至區(qū)域持續(xù)發(fā)展。

最后,在國家治理方面,政府應加強頂層制度設計,完善國家治理體系,合理分配資源,實現(xiàn)治理能力和治理體系的現(xiàn)代化建設,為企業(yè)創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)營造良好的制度環(huán)境,推動社會創(chuàng)新發(fā)展。如:推進經(jīng)濟混合所有制改革,不斷在經(jīng)濟發(fā)展的各個領域引入民營資本、外商資本等,刺激市場活力,引入競爭機制,激發(fā)企業(yè)創(chuàng)新活力；民營企業(yè)現(xiàn)階段存在融資難、融資成本高等困境,政府應該對金融機構加強監(jiān)管,對現(xiàn)階段金融企業(yè)并購等存在的金融風險進行規(guī)范化管理,提高金融發(fā)展水平；司法公正方面,大力推動司法體制改革,加強司法公正廉潔建設,提高司法公信力,為企業(yè)創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)營造良好的法律環(huán)境,消除后顧之憂。

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