连锁高管与公司盈余管理论文

摘要：在独立董事与公司治理的研究范围内，关于独立董事兼职的经济后果研究尚未得出一致结论。本文在对我国2011年A股上市公司独立董事兼职现状分析基础上，实证检验了连锁独立董事对公司绩效的影响。下面是小编为大家整理的《连锁高管与公司盈余管理论文(精选3篇)》的文章，希望能够很好的帮助到大家，谢谢大家对小编的支持和鼓励。

连锁高管与公司盈余管理论文 篇1：

国企高管报酬定价机制研究

摘要：国企高管对自身报酬定价的较强控制力决定了其报酬激励机制的扭曲和低效，在代理理论解释乏力的情况下，从经理权力理论的角度进行分析会更有说服力。基于此，文章从管理层权力理论的视角对国企高管的报酬定价机制做出新的解释。认为高管之所以能够影响自身报酬定价，是由于在国企产权安排和治理机制存在缺陷的制度背景下，结合长期积累的社会资本具备了一种“超权力”，从而通过报酬方案的制订攫取了更多的控制权收益。

关键词：国企高管；报酬定价；超权力

当前，国企高管报酬定价机制存在着诸多问题，突出表现为报酬定价缺乏合理依据、报酬水平与业绩的不相关或弱相关、报酬定价缺乏透明性、信息披露制度不健全以及报酬定价缺乏独立性。其中，报酬定价缺乏独立性是国企高管定价机制最为严重与根本的缺陷，即高管对自身报酬定价具备相当的影响力。究其原因，很大程度上是由国企所有者缺位、国有股一股独大下内部人控制严重等问题引发的高管“超权力”所致。高管权力过渡膨胀，高管给自己定报酬的现象在国企中广泛存在，可以说国企高管的报酬激励机制是扭曲的、失灵的，或者说存在X效率。然而，综观国内现有相关文献，主要集中于高管报酬水平与公司价值、公司业绩等相关性实证研究，且研究的结论往往不一致。尽管有些学者从权力理论的角度进行了相关理论与实证研究，但针对国企高管报酬定价机制的特殊性，从权力角度研究国企高管“超权力”的形成机制却很少。基于此，本文试图从管理层权力理论的视角对国企高管的报酬定价机制做出新的解释。

一、 管理层权力理论对管理层报酬定价机制的解释

代理理论认为通过设计最优契约可以使代理人和委托人的利益保持一致，实现激励相容，由此推出高管的报酬策略应该和企业业绩的变化正相关。近年来越来越多的研究表明，在报酬契约的谈判过程中，管理层具有较强的讨价还价优势，从而有利于获取自利的报酬契约条款。因此，通过报酬设计的激励并不必然能解决代理问题，反而本身可能成为代理问题引发的一个原因，由此引发了经理主义视角下的管理层权力理论的探讨。现有许多研究文献也发现，企业高管在很大程度上确实能够影响甚至可以决定自己的薪酬水平。其中，Yermack研究发现CEO 总是在公司的利好消息公布之前获得股票期权，并据此推断出结论，认为公司CEO能够影响甚至决定自身薪酬条款制订。Conyon通过实证研究发现，40%的企业薪酬委员会中有CEO 或其他执行董事成员等高管参与，因此薪酬委员会并不能独立决定高管薪酬制订。此外，Bebchuk和Fried 等还提出了两个重要概念——“激怒成本”（Outrage cost）和“掩饰”（Camourflage），来更进一步揭示了董事会可以违背股东利益，导致了激励的稀释、扭曲和公司治理结构的损害，强加了股东更多的代理成本的机理。关于经理权力的构成与衡量，现有文献或多或少受到了Finkelstein关于权力构成的研究结论的影响，认为经理权力有所有权权力、结构权力、专家权力和声望权力。在具体操作上，经理权力理论的主要观点多数是基于实证研究得出的。采用的权力衡量指标包括是否存在大股东、总经理任期、董事会规模和内部董事比例、总经理薪酬占前五位高管薪酬总额的比例、是否实际控制人或创始人兼任、国企金字塔的控制链条深度等。

总之，管理层权力理论强调董事会不能完全控制管理层报酬契约的设计，在制定经理报酬计划上董事会并没有有效地发挥作用，因此管理层有能力影响他们自身的报酬结构和水平，也有能力采取寻租行为，经理掩盖寻租行为的愿望会促使最终达成次优的报酬合约，造成激励机制的扭曲和激励效应的稀释，最终会损坏股东价值。下文将从权力理论的角度具体分析国企高管的“超权力”形成机制。

二、 国企高管“超权力”的形成

以上分析可知，高管在报酬定价过程中利用权力施加影响力是不争的事实，高管自己给自己定报酬的现象不在少数。按照最优契约理论的假设，符合股东利益最大化水平而配置给高管的权力水平就是最优的，否则权力要么偏低要么偏高，即报酬契约存在X效率。国有企业的特殊制度安排决定了国企高管普遍具有“超权力”。按照青木的制度互补理论，国企高管的这种“超权力”是多种制度要素互补而成的，本文认为主要包括以下几个因素：

1. 国企产权安排的先天缺陷。国有企业的产权属于全体人民，因此客观上来说，其产权只能由国家政府代表全体人民行使所有权。但是由于国家的非人格化，决定其必须将经营权委托给自然人，结果必然产生了国有企业的所有权虚置，造成经营权的强化和所有权的弱化。而所有權与经营权的非对称配置必然产生的矛盾是收益权与控制权的严重分离，即拥有很大法定收益权的国家却不掌握控制权，而拥有很大控制权的高管却只有有限的收益权。可以说，国企所有权虚置是由国有企业的性质决定的，内生于国企产权安排制度，因此是国企产权安排的一种先天缺陷，这种先天缺陷必然导致了国企高管权力与责任的严重不对称。

首先，国企产权的虚置导致从国家到地方的各级国家产权代表对企业高管监督和约束的弱化。赚了钱是国家的，得罪人的成本由自己来承担，没有人有足够的动力和压力来认真行使所有权代表的职责，因此，对国家产权代表的监督职能的激励严重不足，监督的弱化使得国企高管的权力相对强化；其次，监督职能的激励弱化加之对国企内部信息获取的严重不足导致各级国家产权代表的“廉价投票权”。国有资产的保值增值与政府的经济利益缺乏必然的联系，对企业内部经营信息的掌握又严重不足，在涉及重大投票事项如国企高管的报酬定价的时候，政府相关负责人采取睁一只眼闭一只眼的态度，只要不太出格，就会“慷慨”地准予通过。廉价投票权使得国企高管的权力再次得到放任。

2. 国企上市公司治理机制的缺陷。我国国企普遍存在的一现象是股权集中度高，国有股一股独大，国有股东在董事会中具有绝对的投票权和决策权，中小股东的影响力微乎其微。而作为控股股东“法定代表”的国企高管人员，以行政任命的方式作为国企上市公司的总经理、董事长甚至两职合一，对公司形成了“超强控制”，即所谓的内部人控制。因此，作为国有控股的上市公司，一方面即出现“超强控制”，即大股东控制董事会，而中小股东边缘化和大股东异化；另一方面则出现“超弱控制”，即国企高管实施个人利益侵占，包括提高薪酬、在职消费以及权力寻租的行为。在国有产权虚置、缺乏监督和中小股东利益制衡无效的情况下，国企高管权力膨胀，内部人控制严重，高管的“超权力”自然形成。

国有上市公司的外部治理机制同样存在诸多问题。首先，国有产权的虚置和多级代理链条的存在，使得政府在行使国企监督职能时动力先天不足、监督能力低下，加之政府目标的多元化和对国企的“父爱”情结，导致国有企业的各级主管部门对国企高管权力放任有余，监督不足，政府对国企的外部监管机制效率低下。其次，尽管实施了股权分置改革，但国有股仍基本上处于限制流动状态，国有股一股独大的局面依旧，控制权市场对国企高管的激励和约束机制也就无从谈起。第三，我国的经理人市场总体发展滞后，经理人才缺乏，经理经营能力的信号显示不足，国企高管的行政任命制使得外部优秀的职业经理人很难介入国企高管职位，经理人市场的外部竞争机制对国企高管的激励和约束效应缺失。最后，我国证券市场在信息的披露以及信息的传递和资本市场的监管机制还存在诸多弊端和漏洞，上市公司的信息披露不充分、不及时甚至发布虚假信息的现象依然时有发生。这种信息优势使得国企高管的权力更加强大。国企外部治理机制的不完善直接或间接的促成了高管“超权力”的形成。

3. 国企高管丰厚的社会资本。Gomez-Mejia指出关系治理应在委托代理机制分析中不应该被忽略的一个重要因素。国企高管拥有很强的社会资本，这是指企业高管在其社会交往的人际关系中获得的资源，最终可以转化为高管权力的一部分。因此，高管的社会资本也是其“超权力”的来源之一。国企高管的行政任命制和上级主管部门监督动力的不足，使得高管只要“搞定”了上级主管就获得了其“超权力”的法定基础。他们实际上已具备了很强的寻租能力来完成所需要的寻租活动，最典型的就是高管在自身报酬定价中较强的影响力。高管的社会资本不仅来自上级主管部门，还来自于企业内部。行政任命赋予了国企高管超强的“法定”基础，内部竞争对手很难撼动其法定地位，在“官本位”思想浓郁的氛围内，下属的升职更多的寄希望于上级的“升官离职”，因此高管下属倾向于“团结”在其周围，积极跟高管搞好关系，期待自己在未来“接班人”竞争中获得现任高管的推荐和支持。高管还可以通过控制董事与独立董事提名的方式控制董事会和独立董事为主组成的薪酬和审计等专业委员会，那些连锁董事也会更加配合国企高管的行动，所谓的独立董事“不独立不懂事”现象也就再正常不过了。按照董事会资源基础理论，董事会可以提供董事会资本，而这些董事会资本的运用则主要掌握在企业高管手中。因此，国企高管通过与上级主管、下属和董事会之间建立了丰厚的社会资本，这些社会资本最终转化为高管的一种权力回报，即丰厚的社会资本转化为高管“超权力”的一部分。

三、 国企高管“超权力”的形成机制及在自身报酬定价中的体现

1. 国企高管“超权力”的形成机制。从制度变迁的角度看，国企上市公司高管“超权力”的形成还有其历史因素，即国企由于其历史背景以及上市过程中政府的积极推动以及上市后承担的对母公司的责任甚至对当地政府和社会的巨大影响，都使得政府对国企怀有强烈的“父爱”情结，上市公司高管具有了与政府讨价还价的资本。可以说，国有企业的特殊产权安排，即国有产权虚置造成的“所有者缺位”是国有企业效率低下（排除垄断因素）的根本原因，在政府目标多元化、没有人真正有足够的动力代表国家产权行使所有者的监督职能时，加之缺乏对企业内部信息的获取，也没有人有足够的能力代表国家产权行使所有者的监督职能，所有者监督职能的不足从根本上造成了对国企高管制约的乏力和高管权力的放任。在所有者缺位的情况下，国有股一股独大的产权结构特点又为高管作为内部人控制企业提供了制度基础。在控制权市场缺失、经理人市场难以介入、法律监管和信息披露制度不完善的低效率外部治理机制下，国企高管利用制度攫取和自身积累的丰厚社会资本，有形和无形中“造就”了自身的“超权力”，其形成机制如图1所示。

2. 国企高管“超权力”在自身报酬定价中的体现。国有企业的所有者缺位、国有股一股独大的产权特点为高管为代表的内部人实施强有力的内部控制提供了制度基础，在控制权市场、经理人市场、政策法规等外部治理机制的低效率约束下，国企高管的权力缺乏制约，加之国企对国家和地方政府的重大社会影响力，政府对国有企业始终怀有“父爱情结”，国企高管的权力更加放任。在权力缺乏制约与自利动机下，高管有动力也有相当的能力影响自身的报酬定价，从而形成自身利益最大化的报酬契约。国企高管的“超权力”在自身报酬定价中的影响主要体现在：

第一，高管利用权力制定较高的货币薪酬。尽管多数国企高管具有相应的行政级别，政府对国企高管的货币薪酬做出了一定的限制，但是国企高管有动力也有能力利用权力与上级主管讨价还价，为自身争取到最大化的货币薪酬。

第二，高管权力的运用使得自身报酬与企业盈利亏损业绩具有更加明显的非相关性，即薪酬与盈利业绩敏相关性会更高，但是与亏损业绩敏感度更低。尽管报酬与业绩的非对称性设计符合保健-激励原则，但高管完全有能力动用权力使得董事会通过对自己更为有利的薪酬设计。

第三，高管利用权力采取盈余管理行为提高自身报酬。在实施管理层激励方案中，如果采取以盈余为基础的报酬契约，高管有动机和能力采取使自身报酬最大化的会计政策，如操控应计项目和线下项目将利润与高管报酬正掛钩，随着高官报酬与会计业绩敏感度的增加，高管操控盈余的动机会更强。

第四，高管运用权力在股权激励中寻租。由于国企高管的权力缺乏制约，股权激励方案往往变相地成为高管权力寻租运动，高管可以采取诸如“软约束”业绩股票和平价期权甚至在股价低于行权价时采取期权重置等方案为自身谋取利益。

第五，高管利用权力享受最大化在职消费。由于国企高管的剩余收益权与控制权严重不对称，代理问题突出的表现为高管充分利用在职消费来获取控制权收益，其权力越大，就越有可能实施这种机会主义行为。

参考文献：

[1] 高文亮，陈镜宇.管理层权力理论研究最新进展[J].财会通讯，2012，（7）下：101-105.

[2] 陈家田，储节旺.国外上市公司高管薪酬研究——基于多理论视角[J].软科学，2012，（6）：115-118.

[3] Conyon M J，S L Peck.Board Control，Remuneration Committees and Top Management Compensation[J].Academy of Management Journal，1998，41（2）：146-157.

[4] Bebchuk， L.and Cremers， M.，etc. The CEO Pay Slice[J].Journal of Financial Economics，2011，（102）：199-221.

[5] Finkelstein，sydney.Power in Top Management T- eams： Dimensions， Measurement， and Validation[J].Academy of Management Journal，1992，35（3）：505-538.

[6] 卢锐.管理层权力、薪酬激励与绩效——基于中国证券市场的理论与实证研究[M].北京：经济科学出版社，2008.

[7] Gomez-Mejia L R，Wiseman R M. Reframing Executive Compensation： An Assessment and Outlook[J].Journal of Management，1997（23）：291-374.

[8] 唐清泉.知識型花瓶式有威慑作用的独立董事——我国实施独立董事制度的动机研究[M].广州：中山大学出版社，2005.

[9] 杜雯翠.垄断优势、高管贡献与高管薪酬[J].当代财经，2015，（1）：66-76.

[10] 罗宏，曾永良，刘宝华.国有企业高管薪酬、公司治理与费用粘性[J].经济经纬，2015，（3）：99-104.

基金项目：山西省高等学校哲社科学研究项目“国有企业产权形式的适应性效率研究”（项目号：2014234）；山西财经大学青年科研基金项目“国有企业母子公司管控研究”（项目号：QN-2014006）。文中将“高管”界定为董事长、CEO和总经理。

作者简介：张莉艳（1978-），女，汉族，山西省晋城市人，山西财经大学工商管理学院讲师，首都经济贸易大学工商管理学院博士生，研究方向为公司治理；周会斌（1977-），男，汉族，山东省邹平市人，山东工商学院经济学院讲师，首都经济贸易大学工商管理学院博士生，研究方向为公司治理。

收稿日期：2015-05-20。

作者：张莉艳　周会斌

连锁高管与公司盈余管理论文 篇2：

连锁独立董事对公司绩效影响的实证研究

摘要：在独立董事与公司治理的研究范围内，关于独立董事兼职的经济后果研究尚未得出一致结论。本文在对我国2011年A股上市公司独立董事兼职现状分析基础上，实证检验了连锁独立董事对公司绩效的影响。研究发现，独立董事兼职数量与公司绩效具有U型关系，当独立董事兼职席位不超过3家时，二者呈显著的负相关关系；当独立董事兼职席位超过3家后，随着独立董事兼职席位的增加，公司绩效逐渐上升。

关键词：独立董事 兼职席位 公司绩效

一、引言

独立董事作为改进公司治理的重要举措，其主要职能在于维护公司的整体利益，在重大决策中发表意见，提高董事会的运作效率，降低代理成本。我国在2001年对上市公司独立董事的任职等做出了制度性规定，此后独立董事就成为中国上市公司治理中重要的一环，对于现实问题的关注是独立董事问题研究的源动力之一。2012年2月旭飞投资（000526）欲聘请高能资本有限公司董事长王晓滨女士为公司独立董事，受到深交所的密切关注，主要原因是王晓滨任职单位多达16家，深交所对其是否有足够的时间和精力履行独立董事职责并勤勉尽责表示关注，并要求旭飞投资在股东大会召开前披露深交所关注意见并披露公司说明。此后不久，2012年5月某高校教授因违反《关于在上市公司建立独立董事制度的指导意见》（以下简称《指导意见》）同时在6家公司担任独立董事，受到媒体的广泛关注，并被冠以“最牛独董”称号。截至2011年底，沪深两市2363家上市公司共设有8559个独立董事席位，独立董事总人数6072人，平均每名独立董事在1.40家公司兼职。尽管在实践中，监管部门认为应该限制独立董事的兼职数量，如美国全国公司董事协会（NACD，1996）、机构投资者服务委员会（ISS，2009）以及中国证监会都对独立董事兼职提出了一系列限制性建议。但在理论研究中有关独董兼职的经济后果并未得出一致结论。在独立董事兼职与公司绩效的研究范围内，声誉假说、资源依赖理论和繁忙假说产生了分歧。声誉假说和资源依赖理论认为独立董事兼职有利于公司治理，声誉假说认为独立董事为了维护自身的声誉会积极参与公司治理，而资源依赖理论认为独立董事兼职席位较多，能够获取更多有利于公司发展的资源，进而提高公司绩效。繁忙假说则持相反的观点，认为独立董事的时间和精力是有限的，当独立董事在较多公司兼职时，他没有足够的时间和精力更好的参与公司治理，不利于公司绩效的提升。本文以A股市场2011年上市公司为样本，手工收集了连锁独立董事的部分数据，实证检验了独立董事兼职数量与公司绩效的关系。

二、文献回顾

在公司董事兼职与公司治理的研究范围内，连锁董事作为关系到多家（两家或两家以上）公司董事会构成、关系与活动的经济现象而受到学术界的关注（彭正银等，2008），而具有兼职席位的独立董事在连锁董事中占据主要地位，连锁独立董事的治理效应也相应受到学者的关注。连锁独立董事对公司治理的积极作用在不同国家的研究中都得到证实。Cotter等（1997）研究了并购过程中，要约收购目标公司独立董事的作用。研究发现公司董事会中连锁独立董事的比例越高，公司股东收到来自收购方的溢价也会越高；Miwa 等（2000）对日本纺织业公司的研究发现，连锁独立董事比例与公司经营业绩显著正相关；Chin等（2003）研究新加坡上市公司时发现连锁董事可有效减少环境的不确定性，增强企业间关系从而改善公司业绩；Bedard等（2004）以美国公司为研究对象，发现当公司的独立董事同时在其他公司担任独立董事时，盈余管理程度会降低；王跃堂等（2006）利用中国资本市场数据研究了独立董事背景对公司绩效的影响，他们认为独立董事兼职公司数量可以用来衡量独立董事的声誉，而独立董事的声誉可以显著促进公司绩效，支持了独立董事兼职的积极治理效应；彭正银等（2008）对2002年至2004年我国上市公司的连锁董事样本进行实证检验，发现连锁董事所担任的董事数量与公司绩效具有正相关关系；戴志民（2010）研究证实独立董事的兼职数量与审计质量存在显著的正相关关系；Carlos等（2011）的研究同样支持了连锁董事比例越高，公司绩效越好。 与此同时，也有研究发现独立董事的多重董事身份对公司治理具有消极作用。Core 等（1999）以美国上市公司为例，研究发现有多重董事身份的独立董事比例越高，公司 CEO 的报酬也越高，公司代理成本越高，公司绩效越差；Fich等（2006）以美国工业公司为例，研究发现独立董事兼职较多会降低公司治理效率，拥有较多兼职席位的独立董事会因此分散他们的精力，从而不能很好的监督管理层；王兵（2007）以中国284家上市公司连续八年的面板数据为研究对象，研究表明独立董事兼职数量越多，越可能对公司盈余质量造成负面影响；魏刚等（2007）选取了1999年至2002我国291家上市公司数据，通过实证研究发现独立董事的多重董事身份对公司的业绩具有显著的负面影响；Jiraporn等（2008）以美国公司为例，研究发现董事会成员兼任过多外部董事不仅会降低公司价值而且会增加代理成本；罗斐等（2011）以2008-2010我国A股上市的154家国有公司为研究对象，分析发现独立董事过多的兼职对信息披露起到了负面影响；Lee等（2012）以韩国125家大型贸易公司为例研究公司独立董事的社会资本与公司价值关系时发现，当公司聘请声誉较高、兼职席位较多的独立董事时，公司治理水平呈下降趋势。

从以上文献不难看出，目前有关独立董事兼职经济后效的实证研究尚未得出一致结论。支持独立董事兼职具有正向治理效应的研究支撑了声誉以及资源提供假说。Fama等（1983）认为由董事执业市场激发的声誉机制能够促进独立董事的监督能力，出于对自身声誉的维护，独立董事会积极参与公司治理，更好地发挥其监督职能，保护中小股东的利益。独立董事往往是某一领域的专家，是具有一定社会地位和声望的“名人”（陈艳，2009），因此他们很注重个人声誉，因为良好的声誉可以使独立董事更好地实现自我价值并获得丰厚报酬。所以，兼职公司数量越多，反映出独立董事的社会声誉就越高，为了维护自身声誉独立董事会积极参与公司治理，从而有利于提升公司绩效。资源依赖理论认为资源具有稀缺性，为避免获取资源过程中的不确定性，企业倾向于与其他相关企业建立关系，而连锁董事是联结企业内外，实现资源互通的重要渠道。通过连锁董事联结，企业可以互相利用外部资源从而提高公司绩效。谢德仁等（2012）运用结构洞理论强调了独立董事在董事网络中的作用，他们认为如果把每个公司董事会的董事都看成一个小团体，每个公司的非兼任董事与其它公司的董事之间就没有直接的联系，只能通过连锁董事间接交流，这样连锁董事通过在不同公司董事会任职而在董事信息传递网络中间形成了信息优势和控制优势。在我国A股上市公司中，连锁董事比例极高，而在扮演结构洞的“桥”作用的连锁董事中，独立董事占据主要位置，在董事网络中具有信息优势和控制地位。因此，兼职席位较多的独立董事更容易获取异质信息，有利于公司绩效的提升。Kim（2005）的研究也支持了上述观点，他的研究发现韩国公司雇佣独立董事更看重他们的社会声誉而不是专业特长，因为社会声誉高的独立董事往往在多个公司或组织任职，拥有较多的社会资源。出于对独立董事的时间和精力考虑，反对独立董事过多兼职的学者认为独立董事拥有较多的董事身份时，不可能同时有效地服务多家公司，这会使他们效率低下。当独立董事兼职较多时，就会像“小蜜蜂”一样， 疲于奔命，不能有效完成使命， 从而导致较高的代理成本（Shivdasani等，1999）。

三、研究设计

（ 一 ）研究假设 目前对于连锁独立董事不同的研究结论是否隐含着一种可能，即声誉和资源提供假说、繁忙假说在连锁独立董事的治理过程中存在着此消彼长的关系？基于此，本文提出的研究假设：

假设1：连锁独立董事的兼职数量与公司绩效之间存在非线性关系

（ 二 ）样本选取与数据来源 本文选取2011年我国A股上市公司为研究对象，在剔除金融类公司和部分公司董事资料缺失的样本后，共获得2031家公司的观测值。统计发现1111家公司的独立董事存在兼职情况，占总体的54.70%，兼职情况分布见表（1）。其中，有45家公司的47名独立董事人超过《指导意见》的相关规定，在5家以上公司担任独立董事。中海油服（601808）的独立董事徐耀华在香港、上海及纳斯达克上市的11家公司担任独立董事，是目前兼职席位最多的独立董事。可以看出，公司平均每名独立董事的兼职席位多数处于1到3家的范围内，占总体的88.75%。独立董事兼职席位过多的公司处于少数，仅占总体的1.71%。进一步的调查发现，有兼职席位的独立董事平均年龄在53岁左右，平均学历水平为硕士研究生水平，由此可以看出，多数兼职的独立董事具备一定的阅历和经验并且受过良好的高等教育，有能力履行其相关职能。从兼职独立董事的职业构成分析，兼职独立董事中以高校学者、政界人员和商界高管居多。由于高校学者具有较高的素质和知名度，政界人员和高管具有一定的资源和人脉，聘请这三类人群担任独立董事可以更好的发挥独立董事监督咨询职能。

（ 三 ）变量定义 （1）被解释变量。为了考察独立董事兼职对公司产生的影响，本文采用公司绩效变量来衡量经济后果。托宾Q是衡量公司绩效的有效指标（刘星等，2007；刘银国等，2011）。托宾Q定义为公司资产的市场价值与资产重置成本之比，是衡量由于公司治理结构改善所带来的公司价值的增加的良好替代变量。（2）解释变量。本文主要考察独立董事的兼职情况对公司绩效的影响，在研究独立董事的多重董事身份时，魏刚等（2007）将其定义为样本公司董事会中拥有独立董事身份的最高值，王跃堂等（2006）采用平均每名独立董事任职公司数来衡量。本文认为，采用平均每名独立董事任职公司数能更好地反映公司独立董事的兼职的整体情况。（3）控制变量。尽可能控制了其它已被证明能够影响公司绩效的因素， 以使兼职和独立董事特征的检验系数反映了独立董事兼职情况和公司绩效的关系， 否则， 检验出的关系可能是由独立董事以外的其它因素所引起的。控制变量主要从独立董事其他特征、公司特质以及董事会特性三个方面进行控制，详见表（2）。

（ 四 ）模型建立 综合考虑独立董事特质、董事会以及股权特征等对公司绩效的影响，设立如下模型：

四、实证检验分析

（ 一 ）描述性统计 表（3）为变量的描述性统计结果。可以看出，独立董事的平均兼职公司数目（兼任独董）为1.67家，相当于在一个具有3名独立董事的公司中，有两名独立董事会在其他公司兼职。独立董事兼职席位的最大值为5.67家，已经违反了证监会关于上市公司独立董事兼职的相关规定。独立董事的平均年龄接近53岁，说明独立董事具有一定的阅历和经验；2011年平均每名独立董事一年参加会议8次以上，最高会议次数为36次。表3还显示董事会的平均规模为9人，独立董事占董事会比例达36.94%，符合证监会对于独立董事比例的要求。

（ 二 ）分组T-检验 本文将按照总体样本的数量分布将独立董事兼职的整体情况分为三个区间，即独立董事仅在一家公司担任独董，区间范围[1，1]；在1到3家公司担任独立董事，区间范围（1，3]，在3家以上公司担任独立董事，区间范围（3，6）。各区间的平均兼职情况及公司绩效如表（4）所示。为了对比分析独立董事兼职数量的差异，进一步做了T-检验。如表（5）和表（6）所示。表（5）的T-检验结果显示，独立董事兼职与否，其公司绩效存在显著差异。具有兼职独立董事的公司绩效显著低于不拥有兼职独立董事的公司。由表（6）可以看出，独立董事兼职与非兼职的公司绩效之间存在显著差异，但两组兼职区间则不存在明显差异。

（ 三 ）回归结果分析 表（7）列示了本文回归结果。在研究样本中，有986家公司独立董事兼职数量处于（1，3]的区间内，占总样本的88.75%。从回归结果看，独立董事的兼职数量与公司绩效在0.1的水平上显著负相关，这在一定程度上支持了繁忙假说。随着独立董事兼职席位的增加，独立董事由于时间和精力的限制不能很好的履行监督以及资源提供职能，不利于公司绩效的提升。在研究样本中，有125家公司独立董事兼职处于（3，6）的区间内，占总样本的11.25%。对于这部分样本数据来说，公司绩效与独立董事兼职数量在0.05的水平上显著正相关。为什么当独立董事兼职数量超过一定范围之后，声誉假说和资源提供假说凸显呢？本文进一步对这部分独立董事兼职数量多的公司进行了分析。按照独立董事兼职席位高低的分布，我们选取了公司独立董事个人兼职席位高于5家（包括5家）且平均独立董事兼职席位高于3.5家（Multi>3.5）的公司作为研究对象，共计49家。通过对独立董事背景的逐一分析，发现49名兼职较多的独立董事中有31名属于国内知名高校教授，占总体的63.27%，他们具有较高的专业素养，重视个人声誉。在多家公司担任独立董事，使得他们具有更加完善的董事网络系统。另有14人为公司高管，占总数的28.57%，他们拥有丰富的管理经验并在多家公司兼任独立董事，同样可以提供丰富的信息以及资源，提升公司的治理水平。还有4名独立董事来自律师事务所及相关行业协会，自身的知名度和丰富的董事网络为他们更好地服务公司奠定了基础。因此，可以推论，声誉和独立董事的兼职数量存在棘轮效应，只有声誉较高的独立董事才会获得更多的兼职机会，兼职越多的独立董事声誉越好，越有动力为维护个人声誉而积极参与公司治理，同时随着独立董事兼职公司数目的不断增加，独立董事的董事网络会越来越完善，可以从更多的渠道及时获取有用信息以及各种资源，为公司治理做出贡献。

五、结论

本文以上市公司连锁独立董事为研究对象，考察了证券市场上独立董事的兼职数量与公司绩效的关系，得出以下结论：总体上独立董事兼职公司的绩效显著低于独立董事不兼职的公司，但连锁独立董事的兼职数量与公司绩效却呈现出U型关系。独立董事平均兼职公司数在1到3家公司之间时，随着独立董事兼职席位的增加，公司绩效有明显的下降趋势。而当独立董事平均兼职公司数在3到6之间时，随着独立董事兼职席位的增加，公司绩效逐步上升。结合繁忙假说和资源提供理论本文分析认为，随着独立董事兼职公司数量的增加，独立董事的时间和精力受到一定程度的分散，不能全身心的关注公司发展，可能导致监管缺位从而影响公司绩效；但当独立董事兼职的公司数量增加到一定范围之后，独立董事在董事网络中的位置在不断提升，社会资本效应开始凸显，兼职能够为公司发展提供更多有利的信息等资源，独立董事的声誉激励以及资源提供的积极效果可以在一定程度上抵消由于时间精力限制造成的不利影响，进而提升公司绩效。从另外一个角度分析，独立董事兼职并非是一厢情愿的事情，只有那些享有较高社会声望或能力突出的独立董事才可能有机会在多家公司兼职。所以，按照社会资本理论，兼职数量多的独立董事，其社会资本就越高，对公司绩效影响的正面效应就越突出。如果把独立董事兼职的繁忙假说带来的不利影响界定为社会资本成本，只有当独立董事的社会资本正效应超过了社会资本成本，独立董事兼职才能对公司治理起到正向的促进作用。据此，我们认为，对于独立兼职应客观评价和分析，对于一般的独立董事，应尽量避免过多兼职；但对于少数具有较高声誉的独立董事，较多的兼职数量反而是利好消息。

*本文系国家社会科学基金青年项目“上市公司大股东关系、董事会履职与盈余质量研究”（项目编号：11CGL026）及教育部人文社会科学规划基金项目“后股权分置时代股东关系、控制权配置与公司价值研究”（项目编号：10YJA630185）的阶段性成果

参考文献：

[1]彭正银、廖天野：《连锁董事治理效应的实证分析——基于内在机理视角的探讨》，《南开管理评论》2008年第11期。

[2]王跃堂、赵子夜、魏晓雁：《董事会的独立性是否影响公司绩效？》，《经济研究》2006年第5期。

[3]戴志民：《独立董事社会资本与审计质量关系研究——基于深圳交易所中小板企业的实证研究》，《中国会计学会高等工科院校分会2010年学术年会论文集》（2010）。

[4]王兵：《独立董事监督了吗——基于中国上市公司盈余质量的视角》，《金融研究》2007年第1期。

[5]魏刚、肖泽忠、TRAVLOS N、邹宏：《独立董事背景与公司经营绩效》，《经济研究》2007年第3期。

[6]罗斐、罗婉婉、刘原：《独立董事对国有上市公司信息披露质量影响的实证研究》，《中国会计学会高等工科院校分会第十八届学术年会》（2011）。

[7]陈艳：《我国上市公司独立董事声誉机制研究》，经济管理出版社2009年版。

[8]谢德仁、陈运森：《董事网络：定义、特征和计量》，《会计研究》2012年第3期。

[9]刘星、刘伟：《监督，抑或共谋？——我国上市公司股权结构与公司价值的关系研究》，《会计研究》2007年第6期。

[10]刘银国、朱龙：《公司治理与企业价值的实证研究》，《管理评论》2011年第23期。

[11]Cotter J F， Anil S， Marc Z. Do Independent Directors Enhance Target Shareholder Wealth During Tender Offers. Journal of Financial Economics， 1997.

[12]Miwa Y， Ramseyer M J. Corporate Governance in Transitional Economies： Lessons from the Prewar Japanese Cotton Textile Industry. Journal of Legal Studies， 2000.

[13]Ong C H， Wan D， Ong K S. An Exploratory Study on Interlocking Directorates in Listed Firms in SingaPore.Corporate Governance， An International Review， 2003.

[14]Bedard J， Chtourou S M， Courteau L.The Effect of Audit Committee Expertise， Independence， and Activity on Aggressive Earnings Management. A Journal of Practice and Theory， 2004.

[15]Carlos P， Luis H G. Outside directors， board interlocks and firm performance： Empirical evidence from Colombian business groups. Journal of Economics and Business，2011.

[16]Core J， Robert H， David L. Corporate Governance， Chief Executive Officer Compensation， and Firm Performance. Journal of Financial Economics， 1999.

[17]Fich E M， Shivdasan A. Are Busy Boards Effective Monitors. Journal of Finance， 2006.

[18]Jiraporn P， Kim Y S， Davidson W N. Multiple Directorships and Corporate Diversification. Journal of Empirical Finance， 2008.

[19]Lee J H， Choi C， Kim J M. Outside Directors’ Social Capital and Firm Performance： A Complex Network Approach. Social Behavior and Personality， 2012.

[20]Fama E F， Jensen M C. Separation of Ownership and Control.Journal of Law and Economics， 1983.

[21]Kim Y. Board Network Characteristics and Firm Performance in Korea.Corporate Governance： An International Review， 2005.

[22]Ferris S P， Jagannathan M， Pritchard A C. Too Busy to Mind the Business？ Monitoring by Directors with Multiple Board Appointment. Journal of Finance， 2003.

[23]Shivdasani A，Yermack D.CEO Involvement in the Selection of New Board Members：An Empirical Analysis. Journal of Finance， 1999.

（ 编辑 聂慧丽 ）

作者：刘亭立　曹锦平

连锁高管与公司盈余管理论文 篇3：

创始经理人影响了企业研发投资吗

【关键词】 创始经理人; 研发投入; 控制权激励; 股权激励; 企业家精神

一、问题的提出

“十四五”规划提出，要坚持创新在我国现代化建设全局中的核心地位，深入实施创新驱动发展战略，完善国家创新体系。企业研发投入是技术创新的基础和活动要素，不少学者对影响企业研发投入的因素进行了大量的研究，内部因素主要包括企业异质性[1]、公司治理机制[2-6]等，外部因素主要包括宏观经济政策[7]、R&D补贴[8]、融资约束[9]、货币政策[10]、税收[11-13]、知识产权保护[14]等。显然，外部因素必须通过内部因素才能发挥作用，内部因素才是促进企业技术创新的根本动力。因此，深入剖析影响企业研发投入的各种内部因素，对于揭开企业技术创新的“黑箱”，能够提供更多有力的文献解释。

就企业内部来说，企业高管层尤其是CEO作为集研发决策制定和研发决策实施于一体的权力机构，无疑是影响企业研发投资决策的不可忽视的重要因素。已有文献关注到高管背景特征对公司研发创新的影响，比如高管早期生活经历[15]、高管学习经历[16]、高管学术经历[17]、发明家高管[18]、高管校友关系[19]。部分文献还关注到CEO个性特征影响企业创新活动，比如CEO自恋[20]、CEO开放性[21]、CEO权力结构[22-23]。但就我国民营企业的发展过程来说，大多数民营企业的CEO都与企业的创设有着十分密切的关系，尤其是家族企业，创始人担任CEO比较普遍[24]。公司CEO由创始人担任，界定为创始经理人，区别于雇佣的、支薪的、外部市场化的职业经理人，创始经理人具有企业内生、股份绑定、家族情怀、追求长远利益等特点。在鼓励“大众创业，万众创新”的政策背景下，我国民营经济贡献了70%以上的技术创新，民营企业已经成为技术创新的主力军，创始经理人影响公司研发创新的问题值得关注。

创始经理人是否影响企业研发投资，已有文献往往忽视这一重要特征因素。陈闯等[25]注意到创始经理人的研发决策倾向，但他们的假设前提是基于创始经理人是风险厌恶型的，这一假设与创始经理人的实际经济行为不太相符，因而得出的研究结论有待进一步修正。创始经理人并非天生的厌恶风险，创始人往往具有创业和创新的企业家精神，企业家更偏好从事“创造性破坏”的创新性活动，风险偏好型倾向更加突出[26]，面对风险性和收益性并存的研发投资，创始经理人往往会基于企业发展战略、企业利润现状、社会情感财富、市场机会等方面的考虑，做出相应的研发投资决策，而并非一味地规避研发投资风险，抑制企业研发投入。本文将摒弃创始经理人的风险厌恶假设，从更一般的经济学视角探讨创始经理人的研发投资决策倾向，由此，本文拟回答的第一个问题是：基于公司长远利益，创始经理人是否更加重视公司的研发投入，创始经理人与职业经理人在研发投资决策上是否存在显著差异。

研发投入属于企业的成本，研发投入具有风险性、高收益性和回收期長的特征，研发投入既可能为企业带来丰厚的利益，也可能给企业造成难以回收的沉没成本，进而严重影响企业的利润和现金流。作为创始经理人，往往持有公司的股份，研发投入的收益不确定性直接关系到企业所有者的投资回报，创始经理人持有股份的多少，既关系到从研发投入中获得收益的多少，也意味着承担研发风险的大小，由于企业研发投入存在企业绩效的门限效应，创始经理人权衡研发投入可能带来经济目标和非经济目标的利益预期，创始经理人受到其持股状况的影响进而做出相应的研发投资决策。由此，本文拟回答的第二个问题是：创始经理人的研发投入决策是否根据自己持股状况相机做出选择，创始经理人的持股比例与研发投入强度是否呈倒U型关系。

本文通过经验研究发现，与职业经理人相比，创始经理人的研发投资决策具有风险偏好特征，创始经理人有助于增加研发投入;创始经理人的持股状况影响研发投资水平，创始经理人的持股比例与研发投入呈倒“U”型关系，从研发投入决策最优角度来说，创始经理人的最优持股比例为29.46%。本文的研究丰富了影响企业研发投入的创始经理人这一内部因素研究文献，为创新型企业配置控制权和股权提供了经验证据，为创业管理提供了新的视角，为我国民营经济更好地发挥创始经理人的企业家精神提供了决策参考。

二、文献综述与研究假设

（一）创始经理人与研发投入

研发创新是企业获取竞争优势的重要途径，研发创新必然需要研发投入。研发投入具有高回报的特征，Sougiannis[27]曾估算出研发投入能在7年后带来2倍的利润增长。研发投入也具有投资回收期长的特征，有些行业的研发投资，比如医药行业，投资回收期往往至少10年以上。研发还具有不确定性的特征，研发失败给研发投入带来风险性[28]。一旦研发不成功，研发投入便成为企业的沉没成本，影响利润、现金流、资产负债等企业财务状况，有时甚至严重影响企业生存。此外，研发投入存在门槛效应，研发投入只有达到一定强度时，才能对企业绩效产生积极的促进作用[29]。企业研发投入还存在同侪效应[30]，同侪企业之间在进行研发投资决策时往往会互相学习、效仿，在研发合作与竞争中寻找先机。

研发投入是关乎企业生存和发展的战略决策，也是企业实现经营目标的战略实施。企业高管是企业研发投入决策的重要影响因素。高层梯队理论认为，高管团队的特征和互动过程影响决策，而作为创始人的高管，无疑是高管团队决策中最重要的影响因素。依据烙印理论，创业经历必定会在创始人留下深刻的烙印，这些烙印一直会延续下去，并对创始人产生影响。职业经理人与创始经理人往往都具有企业家精神，企业家所具有的创业和创新能力能显著增加企业研发投入[31]。研发投入是关乎企业未来和长远发展的投资，传承愿望有助于提升企业的研发强度，从创始经理人的创业情怀来说，创始经理人比职业经理人更关心企业未来发展、基业长青，创始经理人更重视企业研发，增加企业研发投入的愿望更加强烈。

研发投入容易引发股东与经理人之间的冲突，产生第一类代理问题。职业经理人往往会考虑到同侪企业的研发状况，基于重视研发带来的良好声誉效仿、学习同侪企业。如果研发投入门槛比较低，职业经理人可以利用研发投入进行盈余管理，通过盈余管理的代理行为实现自己的利益，职业经理人倾向进行研发投资;如果研发投入门槛过高，由于研发投入具有高风险性，研发投资回收期长，会影响高管任期的财务表现，而职业经理人并不能从研发投入的高回报中获得额外薪酬，研发投资更多地顾及短期利益，忽视企业的长期发展，职业经理人在研发决策上存在决策冲突，职业经理人的自利行为导致企业研发投入强度不高。而创始经理人为了保持企业处于同群同行业的领先地位，追求创始企业基业长青，能从企业长期利益出发，发挥企业家精神，受创业创新“基因”的驱动，往往做出超过同群类企业研发投入强度的研发决策。与职业经理人相比，创始经理人能够缓解企业研发投资决策冲突，有效降低第一类代理成本，创始经理人更加重视企业研发投入，表现出研发投入风险偏好。基于上述讨论，本文提出假设1。

H1：创始经理人与职业经理人在研发投资决策上存在显著差异，创始经理人基于公司长远利益更加重视公司的研发投入，增加研发投入。

（二）创始经理人的持股状态与研发投入

研发投入兼具高回报、不确定性和风险性，研发投入只有转化为产出，才能实现高回报。研发投入转化为产出，需要得到国家创新体系支持，而国家创新体系并不必然促进研发投入能转化为产出，因而研发投入存在系统风险问题。研发投入作为经济增长的重要投入要素，同样遵循边际报酬递减规律。研发投入的门槛效应表明，当企业研发投资高于研发投入强度最大值时，增加研发投资负向影响企业绩效[29]，一味地增加研發投入，并不能始终为企业创造正向效益。

职业经理人领取薪酬，并不承担研发投资风险，职业经理人享有的“廉价控制权”增加了企业研发决策的代理成本。创始经理人一般都持有公司股份，在研发决策失败、公司遭受损失的情况下并不能安全退出，持股的“锁定效应”无疑会促使创始经理人增强自我保护，提高风险意识，尽可能规避创新失误带来的损失。创始经理人具有“创造性破坏”的企业家精神，提升了创始经理人风险承受能力。创始经理人从维护创始人声望，实现创始人期望出发，为了追求企业长远利益，能够统筹兼顾研发投入的收益性和风险性，根据自己持股状况相机做出研发投入决策选择。

当创始经理人持股较少时，创始经理人承担股份锁定的研发风险损失要小，创始经理人所具有的创业创新的企业家精神驱使他们注重研发创新，敢于进行研发投资，期望通过研发创新获得竞争优势。尽管创始经理人从研发回报中分享的剩余索取权收益较少，但创始经理人能够从中满足追求基业长青的心理期望，利益偏向于非经济目标，创始经理人的善良管家精神能够克服自利行为，这种利他的意识有助于减少股东与经理人在研发决策方面产生的代理冲突，创始经理人偏好增加研发投入。随着持股比例增加，创始经理人从研发回报中分享的剩余索取权收益增加，同时创始经理人承担股权锁定的研发风险损失相应增大，创始经理人权衡因增加研发投入而带来的收益与风险损失，并在创始人的心理期望所能承受的限度内，继续加大研发投入。当创始经理人持股比例超过某一水平值后，因增加研发投入而带来的风险损失超过带来的收益，并超出创始人的心理期望所能承受的限度，创始经理人的风险态度出现拐点，利益偏向于经济目标，创始经理人选择减少研发投入。基于上述讨论，本文提出假设2。

H2：创始经理人根据自己持股状况相机做出研发投入决策。在创始经理人持股比例低于某一水平值之前，创始经理人倾向增加研发投资，创始经理人的持股比例与研发投入强度正相关;在创始经理人持股比例超过某一水平值之后，创始经理人倾向减少研发投资，创始经理人的持股比例与研发投入强度负相关，创始经理人的持股比例与研发投入强度呈倒U型关系。

三、实证研究设计

（一）研究样本与数据来源

本文选取中国深市创业板高新技术上市公司为样本，基于高新技术企业具有创新的特征，企业研发投入活动相对比较频繁，创业板上市公司大都是中小企业，创始人比较活跃，样本公司具有较好的代表性，能有效减少系统性统计分析误差。本文数据来源于国泰安数据库和Choice数据库，样本包括2013—2019年深市创业板高新技术企业，进行如下筛选：企业所有制类型为民营企业;剔除ST公司;剔除数据不完整的公司。为消除有的公司个别年份的研发投入异常值的影响，本文进行两端5%的缩尾处理，最终得到样本数据观察值共2 628个。

（二）变量定义

1.被解释变量为企业研发投入强度（R&D）。本文借鉴已有文献的做法[1]，用研发投入与销售收入之比测量企业研发投入强度。

2.解释变量：（1）创始经理人（FCEO），为虚拟变量，当公司创始人与年度任职的经理人是同一人时，取值为1，否则为0;（2）创始经理人持股比例（FCEOshare），用创始经理人持股数量与公司总股份数之比来测量。

3.控制变量。参照已有研究文献[1，2，21，25]，本文控制变量包括股权集中度（Owenership）、政府补贴（Subside）、广告投入（Adver）、公司规模（Size）、现金流量（Rash）、公司绩效（Performance）、财务杠杆（Lev）、公司年龄（Age）、行业（Industry）、年度（Year）。

各变量的定义见表1。

（三）模型设定

为了检验本文提出的研究假设，设定如下实证分析模型。其中模型1用于检验H1，具体见式1;模型2用于检验H2，具体见式2。

R&D=α0+α1FCEO+α∑Control+ε （1）

R&D=α0+α1FCEOshare+α2FCEOshare2+α∑Con-

trol+ε              （2）

四、实证分析

本文利用State15.0软件进行数据分析，运用最小二乘法进行参数估计，得到描述性统计分析结果和回归分析结果，具体实证分析结果如下。

（一）描述性统计

表2是样本描述性统计结果汇总表，从表2可以得出：

1.研發投入强度相对较高。样本公司的研发投入强度最大值达19.17%，最小值为0，均值为7.17%。而陈闯等[25]测得中小板上市公司研发投入强度均值为4.31%，显然创业板高新技术企业研发投入强度明显要高，与中小板上市公司相比，创业板高新技术企业更加重视企业研发投入、技术创新。

2.过半数公司CEO由创始人担任。样本公司的创始经理人均值为0.54，说明超过一半的公司创始人与经理人是同一人，在创业板高新技术企业中超过半数公司CEO从创始人中选聘。陈闯等[25]测得中小板上市公司创始经理人均值为0.42，与创业板高新技术企业比较接近，民营企业创始人担任CEO的特征比较相似。

3.创始经理人普遍持股，但持股水平不高。创始经理人持股的均值约为0.90，表明绝大多数创始经理人持有公司股份。创始经理人持股比例的中位数为6.59%，均值为11.51%，说明创始经理人持股水平比较低。

（二）回归分析

本文采用固定效应的多元回归分析模型，运用最小二乘法进行参数估计，通过回归分析检验H1和H2。研发投入、广告投入、公司规模、政府补贴、现金流量等由于数值较大，在进行回归分析前已做平滑处理，以处理后的数据值作为回归变量。

表3是模型1、模型2的计量回归分析结果。从表3模型1计量回归分析结果可知，各个控制变量和常数项与已有研究文献得出的方向及显著性水平基本相似，说明回归分析结果具有稳健性。创始经理人与研发投入强度的相关系数为0.477，在10%的水平上显著相关，表明创始经理人的存在显著正向影响公司的研发投入强度，实证分析结果支持H1。

从表3模型2计量回归分析结果可知，创始经理人持股水平的回归系数为0.1299，在1%的水平显著相关。创始经理人持股比例的平方与研发投入强度的相关系数为-0.2205，在5%的水平上显著相关。创始经理人持股比例与公司研发投入强度显著正相关，而创始经理人持股比例的平方与公司研发投入强度显著负相关，表明创始经理人持股显著正向影响公司的研发投入强度，当创始经理人持股比例达到某个值点时显著负向影响公司研发投入强度，创始经理人的持股比例与研发投入强度呈倒U型关系，实证分析结果支持H2。

运用二次函数求导可以得出，倒U型顶点处创始经理人持股比例为29.46%，即当创始经理人持股比例低于29.46%时，创始经理人持股有利于加大公司研发投入强度;当创始经理人持股比例高于29.46%时，创始经理人持股将不利于增加公司研发投入。

（三）稳健性检验

本文的回归模型涉及的自变量较多，因变量企业研发决策的代理变量有多种选择，为了增强模型实证结果的可靠性，需要检验模型的稳定性。本文运用VIF检验、替换被解释变量两种方法，检验回归分析模型的稳健性。

1.VIF检验

方差膨胀因子（VIF）用于检验模型是否存在多重共线性，VIF越大，多重共线性问题越严重，当最大的VIF不超过10时，实证规则认为模型不存在多重共线性问题。表4结果显示，模型1的各变量VIF均小于10，最大VIF为1.88，模型1不存在多重共线性。模型2的VIF检验结果相似，各变量VIF同样均小于10，模型2也不存在多重共线性。

2.替换被解释变量

本文用研发投入代替研发投入强度，重复进行模型1和模型2的回归分析，结果见表5。从表5列出的模型1、模型2的回归分析结果可以得出，H1和H2均得到实证支持。通过比较可知，表5与表3中模型1对应结果、模型2对应结果基本一致，表明本文研究结论保持不变。

（四）内生性检验

1.跨期检验

考虑公司上期研发投入与当期研发投入之间的跨期影响，进而消除企业研发投入的内生性。本文分别增加前一期、前二期、前三期研发投入强度为自变量，加入模型1和模型2，重复进行模型1和模型2的回归分析，结果见表6。从表6模型1的回归分析结果可以看出，前三期研发投入均显著影响当期研发投入，研发投入存在内生性，在考虑到研发投入内生性之后，待检验的自变量创始经理人与当期研发投入均显著正相关，表明创始经理人的存在仍然显著正向影响公司的研发投入强度，H1通过检验。从表6模型2的回归结果可知，前三期研发投入正向影响当期研发投入，在考虑到研发投入内生性之后，创始经理人的持股比例均与当期研发投入显著正相关，创始经理人持股比例的平方均与当期研发投入显著负相关，H2通过检验。比较表6与表3中的回归分析结果，各变量的方向和显著性程度都基本一致，本文研究结论保持不变，能够通过内生性检验。

2.联立方程检验

考虑到创始经理人持股比例、企业研发投资与公司绩效之间存在相互关系，本文运用联立方程检验企业研发投资的内生性问题。

R&D=α0+α1FCEOshare+α2Performance+α∑C-

ontrol+ε        （3）

FCEOshare=α0+α1R&D+α2Performance+α∑C-

ontrol+ε         （4）

Performance=α0+α1FCEOshare+α2R&D+α∑C-

ontrol+ε   （5）

联立方程回归分析结果见表7。从方程3回归分析结果可知，无论有无控制变量，创始经理人持股比例正向影响研发投资，且显著性程度非常高;公司绩效与研发投资呈正相关关系，但显著性程度较弱。从方程4回归分析结果可见，企业研发投资正向影响创始经理人持股比例，且具有较强的显著性;公司绩效正向影响创始人持股比例，但不显著。方程5回归结果显示，创始经理人持股比例、企业研发投资均正向影响公司绩效，但都缺乏显著性。联立方程检验结果表明，企业研发投资与创始经理人持股之间具有内生性的关系，在控制企业研发投资内生性之后，本文的研究假设仍然通过检验。

五、结论与建议

（一）结论

本文以2013—2019年深市创业板高新技术上市公司为样本，运用回归分析方法，实证检验了创始经理人是否影响企业研发投入、创始经理人持股状况是否与企业研发投入强度相关的研究假设，实证研究结果表明：（1）创始经理人表现出与职业经理人不同的研发投入风险偏好，创始经理人的研发投资决策具有风险偏好特征，创始经理人有助于增加研发投入，创始经理人影响了企业研发投资。（2）创始经理人持股有利于改善企业研发投入状况，但表现出相机决策的特征。创始经理人是否持股，创始经理人的研发投资决策态度存在显著差异，创始人持股有利于改善企业研发投资，然而创始经理人持股的研发投入激励效应会因创始经理人的持股水平提高而发生改变，创始经理人根据自己持股状况相机决策，创始经理人的持股比例与研发投入呈倒“U”型关系。本文的经验研究发现，当创始经理人持股比例低于29.46%时，创始经理人持股有助于提高公司研发投入;当创始经理人持股比例高于29.46%时，创始经理人持股将不利于增加公司研发投入。

（二）启示与建议

1.重视创始人的创业情感财富，对创始人实施控制权激励。我国民营企业发展离不开创始人，无论是家族企业还是科创板上市公司，始终有一批具有创新创业活力的创始人，从有利于企业研发创新的需要出发，为了更好地发挥创始人的作用，将创始人聘任为CEO，将公司的经营管理控制权配置给创始人，有助于实施企业研发决策，保持企业核心竞争力。家族企业从培养代际接班人考虑，可以将权杖交给家族企业创始人的后代，传承企业创始人的精神，有助于平稳过渡，保持家族企业创新创业活力。科创板公司设立往往离不开创始人，作为重要甚至是大股东的风险投资公司可以优先选聘创始人，将控制权配置给创始人，实施控制权激励，从而更好地延续研发创新战略、计划。选择创始人担任CEO，能够进一步拓宽经理人选聘的视野，充分挖掘创业企业的经理人内部市场潜力。

2.重视创始人的股权利益，对创始人实施股权激励。创业企业在配置股权时，从有利于企业保持创新竞争力来说，在平衡各创始人的贡献、利益的基础上，为创始人配置适度的股权比例，能够保持、激发他们的研发创新热情，进而有利于企业做出维持研发投入水平的投资决策。美国硅谷公司的做法值得借鉴，美国硅谷公司的创业者具有强烈的科技创新创造精神，但往往缺乏原始积累资金购买股权，投资公司能够适当让渡股权，创始人通过持股能够更好地分享公司收益，较好地平衡了投资公司与创始人的利益。

3.实施创始人股权激励宜适度。创业企业，尤其是科技型、知识型的创新型企业，经理人股權激励计划能够将经理人与股东、公司的利益捆绑在一起，经理人更加注重企业的长期利益，从而做出有利于企业长期发展的研发决策。创新型公司在设计股权激励方案时，应充分考虑创始经理人持股水平的研发决策激励效应特征，对创始人实施股权激励应当适度，避免创始人所有权和控制权高度结合带来的负向影响，最大地发挥创始经理人在促进企业研发投入方面的作用。

【参考文献】

[1] 温军，冯根福.异质结构、企业性质与自主创新[J].经济研究，2012（3）：53-64.

[2] 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）：115-128.

[3] 李小青，王琦，李乔.连锁董事网络位置、融资约束与企业研发投资[J].会计之友，2020（9）：66-74.

[4] 朱爱萍，韩翔，胡展硕.高管薪酬粘性、企业生命周期与创新投资——基于创业板上市公司的经验数据[J].会计之友，2021（9）：84-90.

[5] 胡永平，张玲.高管持股与企业研发投资——基于企业生命周期视角[J].会计之友，2019（11）：93-97.

[6] 郭剑花，龚惠婷.OFDI对我国民营企业研发投入的影响——基于政治关联视角[J].会计之友，2020（4）：60-65.

[7] 顾夏铭，陈勇民，潘士远.经济政策不确定性与创新[J].经济研究，2018（2）：109-123.

[8] 夏玲.政府补贴对企业R&D投入的影响——基于战略性新兴产业的实证分析[J].会计之友，2020（24）：132-137.

[9] 张炳发，田倩倩，孙长美.政府补贴、融资约束对企业研发投资的影响[J].会计之友，2020（5）：29-33.

[10] 刘超，邢嘉宝.政府补贴、货币政策与企业研发投入——基于地域和产权性质的异质性研究[J].山东社会科学，2020（12）：135-140.

[11] 刘行，赵健宇.税收激励与企业创新——基于增值税转型改革的“准自然实验”[J].会计研究，2019（9）：43-49.

[12] 杨兵，杨杨.企业家市场预期能否激发税收激励的企业研发投入效应——基于上市企业年报文本挖掘的实证分析[J].财贸经济，2020（6）：35-50.

[13] 宋文娟，李奕.税负水平、税制结构与企业研发投资[J].会计之友，2019（19）：128-133.

[14] 史宇鹏，顾全林.知识产权保护、异质性企业与创新：来自中国制造业的证据[J].金融研究，2013（8）：136-149.

[15] 张信东，郝盼盼.企业创新投入的原动力：CEO个人品质还是早年经历——基于CEO过度自信品质与早年饥荒经历的对比[J].上海财经大学学报，2017（1）：61-74.

[16] 申宇，赵玲，吴风云.创新的母校印记：基于校友圈与专利申请的证据[J].中国工业经济，2017（8）：156-173.

[17] 龚红，彭玉瑶.技术董事、CEO开放性与企业创新可持续性——基于中国高科技上市公司的实证研究[J].珞珈管理评论，2020（2）：52-64.

[18] 虞义华，赵奇锋，鞠晓生.发明家高管与企业创新[J].中国工业经济，2018（3）：136-154.

[19] 王会娟，余梦霞，张路，等.校友关系与企业创新——基于PE管理人和高管的关系视角[J].会计研究，2020（3）：78-94.

[20] KASHMIRI S，NICOL C D，ARORA S.Me，myself and I：influence of CEO narcissism on firms’ innovation strategy and the likelihood of product——harm crises[J].Journal of the Academy of Marketing Science，2017，45（5）：633-656.

[21] 刘良灿，宁鑫，吕潮林.CEO开放性促进了企业创新吗？——基于创业板上市公司的实证研究[J].经济与管理评论，2018（2）：82-93.

[22] 邱玉兴，胡晶莹，周阳.CEO权力、研发投资与中小企业价值研究[J].会计之友，2019（11）：67-71.

[23] 刘良灿，顾文杰.CEO权力对家族企业研发投入的影响——基于家族董事会涉入的调节作用[J].山东财经大学学报，2021（1）：97-108.

[24] 李新春.经理人市场失灵与家族企业治理[J].管理世界，2003（4）：87-95.

[25] 陈闯，刘天宇.创始经理人、管理层股权分散度与研发决策[J].金融研究，2012（7）：196-205.

[26] 贺小刚，连燕玲，吕斐斐.期望差距与企业家的风险决策偏好——基于中国家族上市公司的数据分析[J].管理学学报，2016（8）：1-20.

[27] SOUGIANNIS T.The accounting based valuation of corporate R&D[J].The Accounting Review，1994，69（1）：44-68.

[28] LEE P M，H M O’NEILL.Ownership structures and R&D investments of U.S.and Japanese firms：agency and stewardship perspectives[J].Academy of Management Journal，2003，46（2）：212-225.

[29] 戴小勇，成力为.研发投入强度對企业绩效影响的门槛效应研究[J].科学学研究，2013（11）：1708-1716.

[30] 刘静，王克敏.同群效应与公司研发——来自中国的证据[J].经济理论与经济管理，2018（1）：21-32.

[31] 叶作义，吴文彬.企业研发投入的驱动因素分析——基于中国上市公司企业家精神角度[J].上海对外经贸大学学报，2018（2）：40-51.

作者：朱信贵 胡志立 谢文强