劉曉霞，劉媛媛

（湖南工業(yè)大學 經(jīng)濟與貿易學院，湖南 株洲 412007）

創(chuàng)新是國家、民族發(fā)展進步的不竭動力，也是企業(yè)發(fā)展的必要條件。創(chuàng)新是企業(yè)發(fā)展的重大戰(zhàn)略決策，作為創(chuàng)新決策的制定者和執(zhí)行者，CEO對企業(yè)經(jīng)營結果負有首要責任，擔負著根據(jù)企業(yè)發(fā)展不斷調整組織戰(zhàn)略行為的職責[1]，是影響企業(yè)創(chuàng)新行為的重要前置因素。創(chuàng)新行為依賴于CEO的決策參考偏好和資源動員能力[2]，而CEO 的決策參考偏好和資源動員能力又與其生活的社會情境緊密相關。

在中國本土情境下，人際關系表現(xiàn)出差序格局的特性。人與人之間的關系親疏是以自我為中心所形成的同心圓，與別人所形成的社會關系像水的波紋般一圈圈推出去，愈推愈遠，愈遠關系越疏[3]。這種以自我為中心、推己及人的差序格局關系，形成了對家族內部高信任度、對外人低信任度的社會關系格局，也形成了大多數(shù)民營企業(yè)家族化和泛家族化治理模式[4]。在民營企業(yè)中，CEO的創(chuàng)新決策偏好依賴于其與委托人差序格局關系所帶來的情感、信任、風險偏好等感受。本文將CEO 來源按照CEO 與實際控制人關系親疏的差序格局劃分為本人、親人、熟人和外人CEO，定義為CEO 差序來源，從理論和實證兩個方面研究其對民營企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出的影響，以期為企業(yè)創(chuàng)新決策制定和創(chuàng)新發(fā)展提供一定的理論參考。

一、文獻綜述

1932 年，Berle 和Means 提出兩權分離理論，家族企業(yè)的所有者退出企業(yè)管理，將控制權交給家族企業(yè)成員或者外部職業(yè)經(jīng)理人，這是最早的關于CEO 差序來源的闡述。學界主要從企業(yè)內外部來定義CEO 來源，如Chung 等人[5-12]將CEO來源按家族內外來劃分，蘇宏宇[13]則按CEO 是否為創(chuàng)始人來劃分CEO 來源。絕大多數(shù)學者認為內部和外部 CEO 擁有不同的知識和資源[1,7,11-12]，這導致他們在戰(zhàn)略選擇上存在差異，從而影響到企業(yè)的組織績效[14]。

根據(jù)費孝通[3]及楊國樞等人[15-17]對差序格局的定義，差序格局是按照與己關系由近及遠劃分為不同圈層的同心圓結構，其揭示了中國社會關系的特點。根植于中國管理實踐的關系主義是發(fā)展本土管理學的一個突破口[18]。差序格局成為測量CEO 來源的一個工具，其能更詳細地劃分CEO來源，并具有本土特色。目前，從這個角度來研究CEO 來源的較少。既有研究大多對差序格局的某一類關系進行探究，如王明琳等人[19-21]研究了家族企業(yè)的親緣關系對企業(yè)行為的影響，陸瑤等人[22-23]研究了校友關系、老鄉(xiāng)關系對企業(yè)行為的影響。劉曉霞等人[24]基于差序格局視角，將CEO與實際控制人的關系分為本人、親人、熟人和外人，研究了這種差序格局關系對民營企業(yè)委托代理成本、風險承擔行為的影響。

相關學者研究認為，影響企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出的因素包括政策因素[25-29]、地域及行業(yè)因素[30-33]、企業(yè)因素[34-36]等。隨著研究的深入，針對企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出影響因素的研究視角更微觀化，視角轉向高管層面的因素，如高管層面的網(wǎng)絡特征和社會資本[37-39]、早期經(jīng)歷[40-42]、心理特征[43-45]等。

從CEO 來源角度研究企業(yè)創(chuàng)新的成果不多，結論也不統(tǒng)一。國外部分學者認為，內部CEO相對外部CEO 更有優(yōu)勢。如Corsi 等人[9,46]認為內部CEO 相對于外部CEO 有更多的創(chuàng)新活動；Cummings 等人[47]研究發(fā)現(xiàn)，外部CEO 任期內的企業(yè)研發(fā)生產(chǎn)率會下降；Sariol 等人[48]研究發(fā)現(xiàn)，當首席執(zhí)行官從公司外部任命時，由有權勢的CEO 領導的公司會進行更多的剝削性創(chuàng)新。而另外一部分學者則認為，外部CEO 比內部CEO 更有優(yōu)勢。如Biscotti 等人[49]研究表明，外部CEO更傾向于開放式創(chuàng)新；Wong 等人[50]研究發(fā)現(xiàn)，相對于外部CEO，內部無關CEO 對創(chuàng)新公告的股價反應更小。

國內學者在相關方面的研究較少，如潘紅波等人[51-52]認為，家族上市公司CEO 與控制性股東之間存在親緣關系有利于提升企業(yè)創(chuàng)新能力；鄒立凱等人[12,53]研究發(fā)現(xiàn)，代際傳承會抑制企業(yè)創(chuàng)新投入，而杜善重等人[21]的觀點與其相反；徐晉等人[54]認為，民營企業(yè)“去家族化”促進了企業(yè)創(chuàng)新，職業(yè)經(jīng)理人對聲譽的重視是其推動企業(yè)創(chuàng)新的重要因素；劉奕慶等人[55]從CEO 與董事的“本家關系”出發(fā)，研究認為，其形成的內群體將促進信任程度提升和資源流轉，并通過CEO 權力的增強促進企業(yè)研發(fā)投入，但“本家關系”的存在又抑制了企業(yè)研發(fā)投入；蘇宏宇[13]研究發(fā)現(xiàn)，非創(chuàng)始人CEO 任期與企業(yè)研發(fā)投入之間存在倒U 型曲線關系，創(chuàng)始人CEO 任期則與企業(yè)研發(fā)投入呈負相關關系。

綜上，學界關于企業(yè)創(chuàng)新影響因素的研究取得了豐富的成果，但對CEO 來源的研究成果不多，結論也還不統(tǒng)一；同時，基于差序格局角度的CEO 來源對企業(yè)影響的研究還處在起步階段，既有研究主要關注差序格局同心圓結構中的某一類關系，未能系統(tǒng)地基于整個差序格局來研究CEO來源。本文基于差序格局理論，按照關系親疏劃分CEO 來源，研究CEO 差序來源對民營上市公司創(chuàng)新產(chǎn)出的影響，以期為企業(yè)創(chuàng)新決策和治理提供理論參考。

二、研究假設

（一）CEO來源與創(chuàng)新產(chǎn)出

差序格局是費孝通在研究中國農(nóng)村結構時提出的概念，即中國人的關系“以己為中心，像石子投入水中，和他人聯(lián)系形成的社會關系像水的波紋一樣，一圈圈推出去，愈推愈遠，也愈推愈薄”，以此形成以自己為中心的圈子。民營企業(yè)的用人機制正符合差序格局理論，企業(yè)主一般自己經(jīng)營企業(yè)，或者請自己的兄弟姐妹兒女等親人經(jīng)營，或者請自己信得過的朋友同學老鄉(xiāng)來管理，聘用職業(yè)經(jīng)理人的民營企業(yè)較少[24]。本文參考劉曉霞等人[24]的研究，將CEO 來源按照其與企業(yè)實際控制人的關系由親到疏分為本人、親人、熟人和外人4 種，本人CEO 是指實際控制人本人擔任CEO，親人CEO 是指與實際控制人有血緣姻緣關系的CEO，熟人CEO 是指與實際控制人有地緣業(yè)緣學緣關系的CEO，外人CEO 是指以上3 種關系以外的情況。

民營企業(yè)大多采用家族式治理模式，多數(shù)CEO 都是企業(yè)主或創(chuàng)始人自己擔任，少部分由企業(yè)主的親人擔任；親人資源短缺的情況下，民營企業(yè)主一般聘用熟人擔任CEO，而很少聘用職業(yè)經(jīng)理人這樣的外人擔任CEO。相對于企業(yè)主本人擔任CEO，親人CEO 在資歷、眼界和格局等方面一般都不如創(chuàng)始人本人，而創(chuàng)始人權威導致的隱性控制也使得親人CEO 缺乏創(chuàng)新的主動性和積極性，其對創(chuàng)新活動的堅持和韌性也不如創(chuàng)始人本人。一般而言，熟人、外人CEO 的關系來源越疏遠，其關系的軟性約束和利他主義就越少，自利思想就越重。創(chuàng)新的投入往往很大，風險很高，研發(fā)項目時間較長，前期回報較低甚至沒有回報，對CEO 的任期和回報都有不利影響。面對創(chuàng)新可能失敗的風險，來源較疏遠的CEO 擁有更少的試錯機會，其失敗更難被容忍和接納，故其創(chuàng)新意愿不高，對創(chuàng)新項目的堅持和努力也更少。因而，關系來源較遠的CEO 將更聚焦于短期回報，忽視能帶來長期收益的創(chuàng)新項目，規(guī)避創(chuàng)新風險，從而減少了企業(yè)的創(chuàng)新產(chǎn)出?；诖?，本文提出假設H1。

H1：CEO 來源越疏遠，企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出越少。

（二）創(chuàng)新投入的中介作用

Kim 等人[56]研究表明，企業(yè)要實現(xiàn)可持續(xù)發(fā)展，需要在創(chuàng)新研發(fā)方面投入大量的人力物力，以此保持企業(yè)活力。創(chuàng)新產(chǎn)出的增加必定伴隨著創(chuàng)新投入的增加，學界普遍認為，創(chuàng)新投入和創(chuàng)新產(chǎn)出呈正相關關系。在創(chuàng)新型企業(yè)中，創(chuàng)新研發(fā)被視為衡量創(chuàng)新能力的主要因素，而創(chuàng)新研發(fā)需要增加資金、資源投入力度。相比于關系來源疏遠的CEO，關系來源親近的CEO 與企業(yè)主之間情感、資源、信息交換較密切，同時對企業(yè)的忠誠度更高，更傾向于開展技術創(chuàng)新等研發(fā)活動，進而可促進企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出?；诖?，本文提出假設H2。

H2：企業(yè)研發(fā)投入在CEO 差序來源和企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出之間具有正向的中介作用。

（三）企業(yè)現(xiàn)金持有水平和盈利能力的調節(jié)作用

對于現(xiàn)金持有水平較高的企業(yè)，其CEO 擁有更多的現(xiàn)金，繼而擁有更多的選擇創(chuàng)新的資本；有了資金的支持，即便是關系較為疏遠的CEO 也會更傾向于進行創(chuàng)新活動。對于盈利能力較強的企業(yè)，其CEO 在創(chuàng)新投入和創(chuàng)新產(chǎn)出中擁有較高的話語權，也更有能力和實力去完成創(chuàng)新。此時，相對于盈利能力較差的企業(yè)，即使其CEO 來源較為疏遠，也更能獲得大股東及外部投資者對企業(yè)創(chuàng)新的支持，從而提高企業(yè)的創(chuàng)新產(chǎn)出。由此提出假設H3、H4。

H3：企業(yè)的現(xiàn)金持有水平會削弱CEO 差序來源和企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出之間的關系。

H4：企業(yè)的盈利能力會削弱CEO 差序來源和企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出之間的關系。

三、研究設計

（一）樣本篩選

本文以2007—2019 年A 股民營上市公司為研究對象，CEO 與實際控制人的關系數(shù)據(jù)根據(jù)公司年報、新浪財經(jīng)和百度等手工整理得到，其他數(shù)據(jù)根據(jù)CSMAR（China Stock Market & Accounting Research Database）數(shù)據(jù)庫查詢得到。為保證數(shù)據(jù)的有效性，本文對原始樣本進行了如下處理：（1）剔除行業(yè)中房地產(chǎn)金融類企業(yè)；（2）剔除ST 和*ST 公司樣本；（3）剔除未披露研發(fā)信息或者披露信息不完整的上市公司。經(jīng)過以上篩選，最終得到1 580 家公司13 514 組觀測數(shù)據(jù)。

（二）主要變量選取

1.被解釋變量：創(chuàng)新產(chǎn)出

本文選取創(chuàng)新產(chǎn)出為被解釋變量。目前我國專利形式主要有三種，即發(fā)明專利、實用新型專利以及外觀設計專利。關于創(chuàng)新產(chǎn)出的指標選取，學界一般選取專利申請數(shù)和專利授權數(shù)2 個指標。黎文靖等人[57-58]采用專利申請數(shù)作為衡量指標，李邃等人[59]采用專利授權數(shù)來衡量創(chuàng)新產(chǎn)出。本文參考黎文婧等人的研究，選擇當年專利申請數(shù)來衡量創(chuàng)新產(chǎn)出。創(chuàng)新產(chǎn)出的計算公式為：

創(chuàng)新產(chǎn)出=ln 當期企業(yè)專利申請數(shù)。

2.解釋變量：CEO 差序來源

本文選取CEO 差序來源為解釋變量。參照劉曉霞等人[24]的方法，將CEO 與實際控制人之間的差序格局關系分為本人（實際控制人本人擔任CEO）、親人（與實際控制人有血緣姻緣關系）、熟人（與實際控制人有地緣業(yè)緣學緣關系）和外人（以上三種關系以外的關系）4 類CEO 來源，并分別取值為1、2、3、4。

3.中介變量：創(chuàng)新投入

本文選取創(chuàng)新投入為中介變量。創(chuàng)新投入是為了開發(fā)新產(chǎn)品進行的一系列投資。本文采用企業(yè)研發(fā)投入與營業(yè)收入的比值來衡量創(chuàng)新投入。

4.控制變量

現(xiàn)金持有水平、盈利能力都會影響企業(yè)的創(chuàng)新能力以及創(chuàng)新產(chǎn)出；此外，企業(yè)規(guī)模越大，解決風險能力越強，就越有資本進行企業(yè)創(chuàng)新。因此，本文選取企業(yè)規(guī)模、資產(chǎn)負債率、盈利能力、現(xiàn)金持有水平、留存收益、托賓Q 值、CEO 性別、CEO 受教育程度、CEO 年齡為控制變量。

本文選取的變量及其測算方法如表1 所示。

表1 選取的變量及其測算方法

（三）模型設計

為了檢驗民營上市公司創(chuàng)新產(chǎn)出和CEO 來源的關系，即假設H1，構建模型1。為了檢驗企業(yè)研發(fā)投入在CEO 差序來源和企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出之間具有正向的中介作用，即假設H2，構建模型2。

四、結果分析

（一）描述性統(tǒng)計

1.描述性統(tǒng)計結果

對整個樣本數(shù)據(jù)進行描述性統(tǒng)計，結果如表2所示。

由表2 分析可知，樣本中各民營上市公司之間的專利申請數(shù)差距較大，同時創(chuàng)新投入兩極分化也較明顯。CEO 來源的平均值是2.302，從CEO性別、年齡和受教育程度來說，民營上市公司CEO 大多為47 歲左右的本科男性。

表2 主要變量描述性統(tǒng)計結果

2.年度樣本統(tǒng)計結果

2007—2019 年CEO 差序來源年度統(tǒng)計結果如表3 所示。

表3 2007—2019 年CEO 差序來源年度統(tǒng)計結果

由表3 分析可知，2007—2019 年，CEO 來源為本人的樣本共5 331 個，在研究區(qū)間呈現(xiàn)曲折上升然后趨于平穩(wěn)的趨勢，其占比為39%；親人樣本共1 224 個，其各年份的占比在9%上下波動；熟人樣本共4 500 個，在研究區(qū)間整體呈下降趨勢；外人樣本共2 459 個，在研究區(qū)間呈現(xiàn)先下降后上升的趨勢，2011 年占比最小，約為12%（11.94%，2010 年占比為12.24%）。綜上可知，CEO 與實際控制人的關系為本人和熟人的較多，熟人CEO 占比整體呈下降趨勢，親人CEO 占比整體趨于穩(wěn)定態(tài)勢，外人CEO 占比呈現(xiàn)先下降后上升趨勢。

（二）相關性檢驗

Pearson 相關性檢驗結果如表4 所示。

表4 Pearson 相關性檢驗結果

由表4 分析可知，民營上市公司創(chuàng)新產(chǎn)出和創(chuàng)新投入的相關系數(shù)是0.081，創(chuàng)新投入和CEO 來源的相關系數(shù)是-0.137，且均在1%的水平下顯著；民營上市公司創(chuàng)新產(chǎn)出和CEO 來源的相關系數(shù)是0.004，但不具有顯著性，具體關系還需要進一步檢驗。

（三）回歸分析

1.創(chuàng)新產(chǎn)出和CEO 差序來源的回歸分析

民營上市公司創(chuàng)新產(chǎn)出和CEO 差序來源的回歸結果如表5 所示。表5 中，（1）（2）列是CEO 差序來源與創(chuàng)新投入、創(chuàng)新產(chǎn)出的關系，（3）列為加入中介變量創(chuàng)新投入后的回歸結果。從（1）列中可以看出，創(chuàng)新產(chǎn)出和CEO 來源在1%的水平上呈顯著負相關，系數(shù)分別為-0.307、-0.140和-0.134；從（3）列的回歸結果可以看出，加入創(chuàng)新投入后，雖然數(shù)值有所降低，但創(chuàng)新產(chǎn)出和CEO 差序來源仍呈顯著負相關。這說明在民營上市公司內，CEO 來源越疏遠，創(chuàng)新產(chǎn)出越少，假設H1 得到驗證。

2.創(chuàng)新投入的中介作用

由表5 可知，在（1）（2）列中，CEO 差序來源和創(chuàng)新投入、創(chuàng)新產(chǎn)出均在1%的水平上呈顯著負相關，假設H1 得到驗證。（3）列加入創(chuàng)新投入后，親人CEO、熟人CEO 和創(chuàng)新產(chǎn)出同樣通過了1%的水平檢驗，外人CEO 通過了5%的水平檢驗，因此可認為存在部分中介效應，即CEO差序來源通過增加創(chuàng)新投入來提升創(chuàng)新產(chǎn)出，假設H2 得到驗證。

具體來看，親人CEO 對創(chuàng)新產(chǎn)出的直接效應為0.237，間接效應為0.072，中介效應占總效應的比值為23.30%，熟人CEO 和外人CEO 占比分別為16.08%、38.51%。

表5 民營上市公司創(chuàng)新產(chǎn)出和CEO 差序來源回歸結果

3.企業(yè)現(xiàn)金持有水平和盈利能力的調節(jié)作用

為了驗證假設H3 和假設H4，對CEO 差序來源和企業(yè)現(xiàn)金持有水平及盈利能力進行交互檢驗，結果如表6 所示。

表6 創(chuàng)新產(chǎn)出加入交互項的回歸結果

由表6 分析可知，加入交互項后，CEO 差序來源對民營上市公司創(chuàng)新產(chǎn)出的影響系數(shù)仍為負數(shù)，但系數(shù)在不同CEO 來源間發(fā)生了變化。

（1）列為CEO 差序來源與現(xiàn)金持有水平的交互項檢驗回歸結果。由（1）列可知，CEO 來源和民營上市公司創(chuàng)新產(chǎn)出的回歸結果均為顯著負相關，且親人CEO 和熟人CEO 均在1%的水平上顯著負相關?，F(xiàn)金持有水平對親人CEO 和熟人CEO的回歸結果分別為0.658、-0.227，但均不顯著；現(xiàn)金持有水平對外人CEO 的回歸結果是-1.250，在5%的水平上顯著。這可能是因為親人CEO 和熟人CEO 對現(xiàn)金持有水平之于創(chuàng)新產(chǎn)出的影響并不敏感，而現(xiàn)金持有水平顯著削弱了外人CEO 對創(chuàng)新產(chǎn)出的影響。當企業(yè)現(xiàn)金持有水平較高時，外人CEO 為了獲得更長的任職期限，會提升自己在職期間的公司業(yè)績。

（2）列是CEO 差序來源與盈利能力的交互項檢驗回歸結果。結果顯示，盈利能力顯著地負向促進了外人CEO 在創(chuàng)新產(chǎn)出中的作用（其交互項的回歸結果系數(shù)為-2.611，在1%的水平上顯著），也就是說，企業(yè)盈利能力越強，外人CEO 的創(chuàng)新產(chǎn)出就越高，這可能是因為當企業(yè)擁有較高的盈利能力時，外部CEO 有了資金的支持也會更傾向于進行創(chuàng)新活動，基本符合假設H4 的推斷，而企業(yè)盈利能力對親人CEO 和熟人CEO 的調節(jié)作用并不明顯。

（3）列為企業(yè)盈利能力和現(xiàn)金持有水平的共同調節(jié)作用，結果和前兩列的分析基本一致，說明二者確實在CEO 來源對創(chuàng)新產(chǎn)出的影響中起到了調節(jié)作用。

（四）穩(wěn)健性檢驗

本文選擇替換被解釋變量來進行穩(wěn)健性檢驗。參照李邃等人[59]的研究，采用專利授權數(shù)作為衡量指標，取其自然對數(shù)，其他變量的取值以及控制變量的選擇都保持不變。替換被解釋變量后的穩(wěn)健性檢驗結果如表7 所示。檢驗結果表明，替換被解釋變量后，研究結論依舊成立。

（五）內生性檢驗

考慮到CEO 來源與民營企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出相關數(shù)據(jù)可能存在內生性，將被解釋變量數(shù)據(jù)滯后一期再做實證檢驗，檢驗結果與之前保持一致。

表7 替換被解釋變量后的回歸結果

五、結論及建議

本文基于差序格局理論，將CEO 來源按差序格局分為本人、親人、熟人和外人CEO，以2007—2019 年A 股民營上市公司為研究對象，分析了CEO 差序來源對民營上市公司創(chuàng)新產(chǎn)出的直接作用、中介作用和調節(jié)作用，得到如下結論：（1）CEO 差序來源越疏遠，民營上市公司創(chuàng)新產(chǎn)出越少；（2）創(chuàng)新投入在CEO 差序來源對創(chuàng)新產(chǎn)出的影響中起到了中介作用；（3）企業(yè)的盈利能力和現(xiàn)金持有水平調節(jié)了CEO 差序來源對企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出的影響。

基于上述研究結論，本文提出以下建議：（1）創(chuàng)新對企業(yè)的發(fā)展至關重要，CEO 作為決策的制定者，擔負著重要職責。在聘請CEO 時，可優(yōu)先選擇親人CEO 和熟人CEO，因為相對外人CEO，他們擁有更多的權力和信任度，更傾向于為企業(yè)發(fā)展進行高風險的創(chuàng)新活動。在親人CEO資源缺乏的情況下，聘用熟人CEO，也能較好地促進企業(yè)提高創(chuàng)新投入和產(chǎn)出。（2）企業(yè)應提高自身盈利能力和現(xiàn)金持有水平，為創(chuàng)新活動奠定基礎。一方面，企業(yè)可完善自身資本結構，進行戰(zhàn)略調整，提高盈利能力，為創(chuàng)新活動提供穩(wěn)固的資金鏈；另一方面，企業(yè)可增加現(xiàn)金持有水平，提升現(xiàn)金價值，即便是外人CEO，當其擁有更多資金時，也會更傾向于進行創(chuàng)新活動。

本文研究數(shù)據(jù)主要來源于公開的信息，并按照客觀的關系來分類測量，數(shù)據(jù)篩選整理嚴謹，但公開信息也可能存在不實之處；同時，主觀關系親近難以度量，這也會影響研究結果的客觀準確性，這些均需在后續(xù)研究中予以明確。