周 建，楊 帥，郭衛(wèi)鋒

1 南開大學 中國公司治理研究院，天津 300071 2 南開大學 商學院，天津 300071

1 引言

2009年以來，在創(chuàng)業(yè)板上市的民營企業(yè)頻繁出現(xiàn)“業(yè)績變臉”現(xiàn)象。創(chuàng)業(yè)板上市公司年度財務數(shù)據(jù)顯示，2010年7.470%的民營上市公司出現(xiàn)凈利潤率下降，2011年這一比例達到21.900%，2012年劇增至40.610%，創(chuàng)業(yè)板民營企業(yè)績效普遍下降的趨勢引發(fā)了廣泛的關注和討論；段鑄[1]認為創(chuàng)業(yè)板績效普遍下降的成因來自上市過程的過度包裝；朱寶琛等[2]認為創(chuàng)業(yè)板上市規(guī)則的不完善是形成創(chuàng)業(yè)板上市公司績效普遍下降的根本原因。制度設計源于制度參與者，同時又作用于制度參與者[3]，因此創(chuàng)業(yè)板上市規(guī)則的完善需要以創(chuàng)業(yè)板上市公司為基礎。根據(jù)企業(yè)戰(zhàn)略資源基礎理論，戰(zhàn)略決策機制是戰(zhàn)略決策有效性的基礎，公司績效則是戰(zhàn)略決策有效性的行為結果[4]。本研究認為，創(chuàng)業(yè)板民營企業(yè)“業(yè)績變臉”的根源在于IPO后并未形成有效的戰(zhàn)略決策機制，由此引發(fā)的低效戰(zhàn)略決策導致了創(chuàng)業(yè)板民營企業(yè)績效普遍下降。

在具有典型新興經(jīng)濟特征的中國情境下，民營企業(yè)一般處于初創(chuàng)期向成熟期的轉型階段，轉型過程伴隨著由創(chuàng)始人家族主導向專業(yè)化管理主導的戰(zhàn)略決策機制的轉變[5-7]，實施IPO是這一轉型過程的開端[8-9]。盡管委托代理理論闡明了初創(chuàng)期和成熟期情境下戰(zhàn)略決策機制如何通過有效分配剩余價值索取權力、戰(zhàn)略決策管理權力和戰(zhàn)略決策控制權力處理由股東、董事會和CEO團隊之間效用目標異質性以及信息不對稱產(chǎn)生的代理問題[7]，然而并未明確初創(chuàng)公司向成熟期轉型過程中如何有效構建戰(zhàn)略決策機制，進而保障持續(xù)成長的問題[10]。英美模式情境下，初創(chuàng)企業(yè)往往通過引進風險資本作為戰(zhàn)略投資者，促進公司向多樣化戰(zhàn)略決策主體相互制衡的戰(zhàn)略決策機制轉型，以保障IPO后獲得快速成長[11-13]。然而新興經(jīng)濟情境下，由于缺乏完善的內、外部治理機制的支持，實施這一轉型過程會更困難[10,14-16]。因此，在典型新興經(jīng)濟特征的中國情境下，引進風險資本能否以及如何促進民營企業(yè)獲得有效的戰(zhàn)略決策機制，保障其在IPO后持續(xù)快速成長，是關系中國創(chuàng)業(yè)板未來發(fā)展和改革十分有意義的研究議題。本研究通過分析引進風險資本實施IPO的創(chuàng)業(yè)板民營企業(yè)，考察創(chuàng)始人控股股東和風險資本構建的戰(zhàn)略決策機制對公司績效的影響。

2 相關研究評述和假設

2.1 中國民營企業(yè)的戰(zhàn)略決策機制

中國創(chuàng)業(yè)板的設立為成長型的民營企業(yè)提供了專門的融資平臺，創(chuàng)業(yè)板上市的民營企業(yè)通常具有無形資產(chǎn)比重高、成長性好、經(jīng)營不確定性大、規(guī)模小的特征[17]。通過IPO，民營企業(yè)可以借助資本市場的力量獲得長足的發(fā)展，該過程往往伴隨著股權結構和戰(zhàn)略決策機制的變革[18-19]。由于創(chuàng)業(yè)板上市資本金的要求，民營企業(yè)通常會引進戰(zhàn)略投資者，風險投資(也叫創(chuàng)業(yè)投資)是IPO過程中戰(zhàn)略投資者的主要形式。風險投資股東與創(chuàng)始人家族控股股東在風險偏好、投資于公司的目的、持股時間以及期望回報方面是不同的，因此不同于其他中、小股東，風險投資股東能夠憑借其專業(yè)背景，通過向民營企業(yè)派出外部功能型董事介入戰(zhàn)略決策過程[13,20]。因此，創(chuàng)始人單一主導的戰(zhàn)略決策機制在IPO后一定程度上被多樣化的戰(zhàn)略決策主體共同主導的戰(zhàn)略決策機制取代[21]。

根據(jù)資源基礎理論的基本觀點，基于戰(zhàn)略決策主體所形成的戰(zhàn)略決策機制是企業(yè)戰(zhàn)略決策有效性的基礎[4]。董事會和CEO團隊是最重要的戰(zhàn)略決策主體[22]，他們的戰(zhàn)略資源稟賦決定著戰(zhàn)略決策的能力和質量[23]。在戰(zhàn)略決策過程中，董事會和CEO團隊的互動關系主要遵循兩種戰(zhàn)略決策機制[23-24]，即戰(zhàn)略決策監(jiān)督機制和戰(zhàn)略決策資源供給機制。戰(zhàn)略決策監(jiān)督機制的理論基礎源自委托代理理論，戰(zhàn)略決策資源供給機制的理論基礎來自資源依賴理論。

2.1.1 戰(zhàn)略決策監(jiān)督機制

委托代理理論認為戰(zhàn)略決策監(jiān)督機制的核心在于董事會對CEO團隊戰(zhàn)略決策權力過度擴張的有效控制，戰(zhàn)略決策權力包括戰(zhàn)略決策管理權力和戰(zhàn)略決策控制權力[7]。外部董事是戰(zhàn)略決策監(jiān)督機制的關鍵，他們獨立于公司內部管理的特征使其能夠客觀評價CEO團隊的戰(zhàn)略決策過程和績效，從而更有效地監(jiān)督和控制CEO團隊的戰(zhàn)略決策權力[25]。在英美模式下，外部董事一般為組織內部控制專家，具備監(jiān)督CEO團隊所需的專業(yè)技能和經(jīng)驗，并且外部董事存在向人才市場展示自身管理能力以便獲得更多任職機會的激勵[7]，因此外部董事具備能力和激勵對CEO團隊戰(zhàn)略決策過程實施監(jiān)督。然而在新興經(jīng)濟的中國情境下，并不存在完善的經(jīng)理人市場，外部董事缺乏來自人才市場的激勵[26]；此外，集中型股權結構的普遍存在，外部董事中獨立董事的選任機制往往受控股股東的操縱，使獨立董事在一定程度上與控股股東存在利益關聯(lián)，削弱了基于外部董事獨立性的戰(zhàn)略決策監(jiān)督機制[14-16]。因此，在中國情境下，對創(chuàng)始人控股股東戰(zhàn)略決策權力真正形成監(jiān)督和制衡作用的外部董事群體，實質上是來自于專業(yè)的外部機構股東直接派出的外部董事[14,27-28]。

中國民營企業(yè)實施IPO過程中，作為戰(zhàn)略投資者的風險投資股東是外部機構股東的典型代表，具備監(jiān)督創(chuàng)始人控股股東的專業(yè)能力和激勵[11,28-29]。為了提高IPO的成功率和股權退出收益，風險投資股東會向民營企業(yè)董事會派出專業(yè)的外部功能型董事，以形成對創(chuàng)始人CEO戰(zhàn)略決策權力的監(jiān)督和制衡，從而提高民營企業(yè)戰(zhàn)略決策監(jiān)督機制的有效性[12-13]。鑒于此，中國民營企業(yè)實施IPO后戰(zhàn)略決策監(jiān)督機制的有效性主要取決于風險投資股東派出的外部功能型董事。

2.1.2 戰(zhàn)略決策資源供給機制

資源依賴理論將公司視為一個開放的動態(tài)系統(tǒng)，公司的生存和發(fā)展取決于其從外部環(huán)境獲取關鍵戰(zhàn)略資源的能力，董事會和CEO團隊憑借其社會地位、社會關系以及關鍵信息稟賦向公司提供有價值的資源[23-24,30]。

首先，在新興經(jīng)濟的中國情境下，創(chuàng)始人家族控股股東通過持有公司的大量股份使個人財富與公司緊密相連，在弱化的外部治理機制條件下，創(chuàng)始人需要對公司的戰(zhàn)略決策施加強有力的控制和影響，以保護個人財富[19,31]。CEO團隊和內部董事作為重要的戰(zhàn)略決策資源供給主體，一般由創(chuàng)始人家族控股股東擔任或者派出，以維護創(chuàng)始人控股股東對戰(zhàn)略決策過程的控制[19,32]。創(chuàng)始人家族既是公司初創(chuàng)時期的所有者，又是IPO后的控股股東，這種所有者身份強化了創(chuàng)始人家族對戰(zhàn)略決策資源供給機制的影響[33]。創(chuàng)始人往往會親自擔任CEO，積極培育聽命于自己的CEO團隊，并且向董事會引進代表其利益的內部董事，從而控制戰(zhàn)略決策的資源供給機制[6,16]。因此，新興經(jīng)濟的中國情境下，民營企業(yè)創(chuàng)始人CEO權力在戰(zhàn)略決策資源供給機制中往往發(fā)揮主導作用，而非英美模式下的調節(jié)作用[14,26,34]。

其次，資源依賴理論認為引進外部董事是公司對戰(zhàn)略決策環(huán)境的理性反應，外部董事通過向公司提供關鍵外部戰(zhàn)略資源降低公司對戰(zhàn)略環(huán)境的依賴[30]。新興經(jīng)濟的中國情境下，外部董事往往來自與公司具有合作關系的其他機構，如風險資本、銀行、上游供應商、下游購買商以及戰(zhàn)略聯(lián)盟的其他公司[16]。這些存在業(yè)務往來的公司通過交叉持股、連鎖董事的形式建立非正式的商業(yè)網(wǎng)絡，提高關鍵戰(zhàn)略資源在網(wǎng)絡內的流動性，從而保證戰(zhàn)略決策的有效性[35-37]。Park等[33]研究發(fā)現(xiàn)，以中國為代表的新興經(jīng)濟國家中，關系在公司獲取外部關鍵戰(zhàn)略資源的過程中非常重要，外部董事能夠向公司提供關鍵的關系促進公司獲取外部關鍵戰(zhàn)略資源；Peng等[15-16]的研究同樣支持新興經(jīng)濟的中國情境下外部董事對戰(zhàn)略決策的資源供給職能。中國民營企業(yè)實施IPO過程中，外部董事主要來自于作為戰(zhàn)略投資者的風險投資股東。為了保證IPO的成功實施以及股權退出收益，風險投資股東會向民營企業(yè)的董事會派出外部功能型董事，如投資專家、律師、會計人員和管理咨詢顧問[11,13]。這些外部功能型董事具備豐富的IPO經(jīng)驗，可以幫助民營企業(yè)處理IPO后公司規(guī)模急劇擴大所引發(fā)的復雜戰(zhàn)略決策，從而保障民營企業(yè)IPO后的公司業(yè)績，推動民營企業(yè)向專業(yè)管理主導的戰(zhàn)略決策機制轉型[9,11,38]。

綜上所述，董事會職能和CEO權力是戰(zhàn)略決策機制形成和運行的關鍵核心要素[23-25]，對董事會職能和創(chuàng)始人CEO權力的考察是分析中國民營企業(yè)IPO后戰(zhàn)略決策機制有效性的關鍵。公司績效作為戰(zhàn)略決策的行為結果，是考察戰(zhàn)略決策機制有效性的核心要素[7]。因此，本研究重點分析基于創(chuàng)始人CEO權力和董事會職能所形成的民營企業(yè)戰(zhàn)略決策機制對公司績效產(chǎn)生影響的過程。

2.2 創(chuàng)始人CEO權力與公司績效

民營企業(yè)經(jīng)過IPO成為上市公司后，公司規(guī)模得到顯著的擴張，資金實力得到前所未有的提升，與此同時，戰(zhàn)略決策環(huán)境的復雜程度也不斷加大。公司面對的主要挑戰(zhàn)由原來的生存問題轉變?yōu)槿绾斡行Ч芾硪?guī)模龐大、內外部聯(lián)系復雜的組織系統(tǒng)問題[8,19]。盡管創(chuàng)始人CEO在創(chuàng)業(yè)過程中形成了良好的創(chuàng)業(yè)管理能力，然而這些能力一般只對初創(chuàng)期的企業(yè)有較好的適用性，并不能有效地應對IPO后公司規(guī)模急劇擴大而形成的復雜戰(zhàn)略決策環(huán)境[31]。

盡管創(chuàng)始人控股股東可以通過引進外部專業(yè)經(jīng)理人處理IPO后規(guī)模擴張所引發(fā)的復雜戰(zhàn)略投資決策，從而應對自身戰(zhàn)略決策能力不足的問題。然而新興經(jīng)濟的中國情境下，法律無法對契約機制形成類似英美模式下完善的保護機制，弱式的外部治理機制使剩余價值索取權和戰(zhàn)略決策分離所引發(fā)的代理成本巨大[7,14,39]。因此，引入外部專業(yè)經(jīng)理人對于創(chuàng)始人控股股東來說，不僅提高了信息不對稱和效用目標異質所引發(fā)的高昂代理成本[7]，而且還要承擔內部關鍵信息泄露所帶來的潛在風險[39]。在這種情況下，創(chuàng)始人CEO往往會將剩余價值索取權力與戰(zhàn)略決策權力結合，替代弱化的外部治理機制，形成對自身財富的保護機制[14]。

本研究遵照Finkelstein[32]對CEO權力的定義，將創(chuàng)始人CEO權力界定為在戰(zhàn)略決策過程中創(chuàng)始人CEO執(zhí)行自身意愿的能力。隨著創(chuàng)始人CEO權力的不斷提高，公司戰(zhàn)略決策越來越傾向于以創(chuàng)始人CEO的意志為核心[19,34]。受制于其戰(zhàn)略決策能力的不足，創(chuàng)始人CEO缺乏有效應對IPO后公司規(guī)模巨變引發(fā)的復雜戰(zhàn)略決策的能力[31]。資源基礎理論認為，低水平戰(zhàn)略決策能力是低效戰(zhàn)略決策的根源[4,40]，創(chuàng)始人CEO面對IPO后復雜戰(zhàn)略決策環(huán)境的戰(zhàn)略決策能力不足，形成低效的戰(zhàn)略決策行為，損害公司績效。隨著創(chuàng)始人CEO權力的不斷提升，創(chuàng)始人CEO對戰(zhàn)略決策的主導地位不斷增強[19,34]，其低效的戰(zhàn)略決策行為對公司績效的損害會越來越大。因此，本研究提出假設。

H1隨著創(chuàng)始人CEO權力的提高，戰(zhàn)略決策由創(chuàng)始人CEO主導的程度不斷增強，創(chuàng)始人戰(zhàn)略決策能力不足對公司績效的損害不斷放大，導致公司績效不斷下降。

2.3 董事會職能與公司績效

民營企業(yè)成功實施IPO后，董事會成為戰(zhàn)略決策權力配置的核心[11-13]。一方面，創(chuàng)始人控股股東會為董事會引進具備關鍵戰(zhàn)略決策資源的創(chuàng)始人團隊核心成員，使之成為內部董事，以此維護創(chuàng)始人控股股東對戰(zhàn)略決策的控制[19-20]。另一方面，與其他普通中、小股東不同，作為戰(zhàn)略投資者的風險投資股東具備直接介入和監(jiān)督戰(zhàn)略決策的專業(yè)能力和激勵[12,21]。為了保障IPO成功率以及股權退出收益，風險投資股東往往會向民營企業(yè)董事會派出專業(yè)的外部功能型董事，對創(chuàng)始人控股股東加以監(jiān)督和資源支持[12,15,20]。因此，對民營上市公司董事會的戰(zhàn)略介入需要從代表創(chuàng)始人控股股東利益的內部董事和代表風險投資股東利益的外部董事兩個方面加以綜合考量。

董事會具備雙重職能，即資源供給職能和監(jiān)督職能[23-24]。在資源供給職能方面，資源依賴理論認為公司的生存和發(fā)展取決于其從外部環(huán)境獲取關鍵戰(zhàn)略資源的能力，董事會成員憑借其社會地位、社會關系以及關鍵信息向公司提供有價值的戰(zhàn)略資源。一方面，創(chuàng)始人對戰(zhàn)略決策環(huán)境的深刻理解和清晰的指揮體系對于初創(chuàng)期公司是非常重要的戰(zhàn)略決策資源，代表創(chuàng)始人控股股東的CEO團隊和內部董事能夠憑借自身對行業(yè)的豐富經(jīng)驗形成對戰(zhàn)略決策有效的資源供給[8-9]；另一方面，源于風險投資股東的外部功能型董事有助于提高公司對外部風險的識別和應對能力，有效降低戰(zhàn)略決策的不確定性[11,13]。

盡管代表創(chuàng)始人控股股東利益的內部董事能夠對公司戰(zhàn)略決策形成有效的資源供給，但民營企業(yè)IPO后，創(chuàng)始人通過長期創(chuàng)業(yè)過程形成的戰(zhàn)略決策能力已遠不能滿足公司規(guī)模急劇擴張所形成的復雜戰(zhàn)略決策的需要[31]。而風險投資作為專業(yè)的機構投資者，具備良好的專業(yè)素質和投資經(jīng)驗，其所派出的專業(yè)外部功能型董事能夠有效地應對民營企業(yè)IPO后復雜的戰(zhàn)略決策[12,21]。風險投資股東通過派出外部功能型董事為創(chuàng)始人CEO團隊提供專業(yè)的管理經(jīng)驗指導，幫助公司處理復雜多變的戰(zhàn)略決策環(huán)境以及獲取外部關鍵的戰(zhàn)略資源[11,13]，一定程度上彌補了創(chuàng)始人戰(zhàn)略決策能力的不足，進而提高公司應對復雜戰(zhàn)略決策環(huán)境的能力[19,31]，促進公司獲得良好業(yè)績。因此，本研究提出假設。

H2a外部董事比例越高，來自風險投資股東的專業(yè)外部功能型董事對戰(zhàn)略決策的資源供給水平越強。

委托代理理論認為董事會監(jiān)督職能的有效性取決于董事會對CEO權力的有效控制，董事會的獨立性是董事會有效監(jiān)督和控制CEO權力的基礎[7]，外部董事憑借自身獨立于公司內部管理的特征和專業(yè)技能成為董事會監(jiān)督職能的核心[41-43]。民營企業(yè)實施IPO過程中，風險投資股東要承擔與IPO公司之間不完備契約所導致的風險[21,28]以及在IPO公示階段公司治理結構不完善對股權退出收益的影響[11,29]，風險投資股東出于對自身利益的保護，會向董事會派出專業(yè)的外部功能型董事[11,13]。外部功能型董事提高了董事會監(jiān)督創(chuàng)始人CEO的能力，降低了創(chuàng)始人CEO追求戰(zhàn)略決策權力的行為對公司績效的損害[41]。隨著外部董事戰(zhàn)略介入程度的提高，創(chuàng)始人CEO權力的范圍逐漸受到限制，創(chuàng)始人戰(zhàn)略決策能力不足對戰(zhàn)略決策有效性的影響程度被削弱，進而促進公司績效的提升。因此，本研究提出假設。

H2b外部董事比例在創(chuàng)始人CEO權力與公司績效的關系中發(fā)揮調節(jié)作用，隨著外部董事比例的提高，董事會監(jiān)督職能不斷強化，削弱了創(chuàng)始人CEO權力對公司績效的損害。

2.4 創(chuàng)始人CEO權力與董事會職能

民營企業(yè)實施IPO后，創(chuàng)始人單一主導的戰(zhàn)略決策機制在一定程度上被多樣化的戰(zhàn)略決策主體主導的戰(zhàn)略決策機制所取代[19-20]。由于新興經(jīng)濟特征的中國情境下，弱化的外部治理機制并不能有效解決由剩余價值索取權力和戰(zhàn)略決策權力分離所引發(fā)的代理問題，因此創(chuàng)始人控股股東往往需要獲得公司持續(xù)的戰(zhàn)略決策權力來保護個人財富[7,14]。然而，源自風險投資股東的外部董事高強度的戰(zhàn)略決策監(jiān)督行為削弱了創(chuàng)始人CEO權力[36,38,43]。為了維持自身的戰(zhàn)略決策權力，創(chuàng)始人CEO會利用控股股東身份積極安排與自身關聯(lián)的內部人員進入董事會，提高內部人在董事會中的比例，并且還會排擠風險投資股東向董事會派出的外部董事，以弱化董事會戰(zhàn)略決策監(jiān)督機制對創(chuàng)始人持續(xù)控制戰(zhàn)略決策能力的影響[8,16,19]。盡管來自風險投資股東的專業(yè)外部功能型董事能夠對民營企業(yè)戰(zhàn)略決策形成有效的戰(zhàn)略決策資源供給機制[11,13]，但在新興經(jīng)濟的中國情境下，法律制度的相對不完備使外部董事的引進可能會導致重要內部信息的泄露[14]。如果外部董事與創(chuàng)始人控股股東之間互不信任，同時又缺乏完善的法律保護機制，那么創(chuàng)始人控股股東引進外部董事就需要承擔巨大的潛在風險[16]。因此，創(chuàng)始人控股股東更愿意引進內部人員進入董事會操縱戰(zhàn)略決策，從而彌補外部治理機制的不完善所誘發(fā)的潛在風險[14-16]。鑒于此，民營上市公司外部董事比例的降低實質上是創(chuàng)始人控股股東利用剩余價值索取權力與戰(zhàn)略決策權力的結合代替弱化的外部治理機制的行為結果。因此，本研究提出假設。

H3a隨著創(chuàng)始人CEO權力的不斷提高，外部董事比例不斷下降。

盡管創(chuàng)始人CEO具備持續(xù)維護戰(zhàn)略決策權力的動力和能力，但創(chuàng)始人CEO權力的擴張并非是無節(jié)制的。經(jīng)歷IPO后，民營企業(yè)規(guī)模的急劇擴張形成了十分復雜的戰(zhàn)略決策環(huán)境[6,8,19]，在這種情況下，戰(zhàn)略決策的有效性不僅需要良好的創(chuàng)業(yè)能力，并且還需要有效管理規(guī)模龐大、內外部聯(lián)系復雜的組織系統(tǒng)的能力[31]。創(chuàng)始人CEO戰(zhàn)略決策能力的不足需要風險投資股東的外部功能型董事加以彌補，而代表風險投資股東利益的外部董事不僅能夠提高戰(zhàn)略決策的資源供給水平[11,13]，并且還會提升董事會監(jiān)督創(chuàng)始人CEO的能力[20,24]。因此，創(chuàng)始人CEO引進外部功能型董事的行為實質上是通過讓渡一部分戰(zhàn)略決策權力獲取風險投資股東戰(zhàn)略決策能力的支持，從而獲得良好公司業(yè)績，保障創(chuàng)始人個人財富增值。鑒于此，隨著IPO后公司規(guī)模擴張程度的提高，戰(zhàn)略決策有效性需要更高水平的戰(zhàn)略決策能力加以保障，由此創(chuàng)始人CEO需要引進更多來自風險投資股東的專業(yè)外部董事彌補自身戰(zhàn)略決策能力的不足，才能獲得良好的公司績效，促進創(chuàng)始人財富的增值。因此，本研究提出假設。

H3b民營企業(yè)經(jīng)歷IPO后，公司規(guī)模的擴張程度負向調節(jié)創(chuàng)始人CEO權力與外部董事比例之間的關系。

3 研究設計

3.1 樣本選擇和數(shù)據(jù)來源

本研究選取2009年10月中國創(chuàng)業(yè)板開板以來至2013年4月331家民營上市公司作為研究對象，數(shù)據(jù)篩選過程如下。①利用創(chuàng)業(yè)板上市公司實際控制人以及股權結構數(shù)據(jù)，篩選出具有限售條件的法人股東，并進一步確定創(chuàng)始人家族股東以及處于創(chuàng)始人家族股東金字塔持股控制鏈條上的機構投資者；②通過整理331家民營上市公司的上市說明書，剔除與民營上市公司具有上、下游關系和戰(zhàn)略聯(lián)盟關系的非流通法人股東，并通過對比上市說明書中披露的有限售條件的法人股東信息，最終篩選出319家具有風險投資股權獨立于創(chuàng)始人的民營上市公司，在進一步剔除缺失值和模糊值后，共獲得505個有效觀察值。其中，股權信息方面的數(shù)據(jù)來自上市說明書、國泰安數(shù)據(jù)庫和色諾芬數(shù)據(jù)庫，公司治理方面的數(shù)據(jù)來自國泰安數(shù)據(jù)庫，公司績效方面的數(shù)據(jù)來自國泰安數(shù)據(jù)庫和色諾芬數(shù)據(jù)庫。本研究使用的統(tǒng)計軟件為SPSS 16.0，實證分析方法主要采用二階段最小二乘法(2SLS)。

3.2 變量設計

3.2.1 被解釋變量

(1)公司績效(Performance)。由于單一指標并不能有效和綜合地反映公司在一定階段的經(jīng)營成果，因此本研究將公司績效分為盈利能力、股東獲利能力和發(fā)展能力3個維度，分別對公司績效進行考量。采用總資產(chǎn)凈利潤率(ROA)和凈資產(chǎn)收益率(ROE)測度盈利能力，采用每股收益(EPS)測度股東獲利能力，采用凈利潤增長率(RG)和凈利潤率(RI)測度發(fā)展能力。

表1 創(chuàng)始人CEO權力測度Table 1 Measurement of Founder CEO Power

(2)外部董事比例(VCdirector)。本研究重點考察風險投資股東派出的董事對民營企業(yè)戰(zhàn)略決策機制的影響，因此采用既在創(chuàng)業(yè)板民營企業(yè)董事會任職、又在風險投資股東單位任職的董事人數(shù)占董事會總人數(shù)比例測度外部董事比例。

3.2.2 解釋變量

(1)創(chuàng)始人CEO權力(Power)。本研究重點考察創(chuàng)始人CEO的戰(zhàn)略決策權力對民營企業(yè)戰(zhàn)略決策機制的影響，因此在結合研究目的需要和創(chuàng)業(yè)板民營企業(yè)實際情況的基礎上，綜合借鑒Haynes等[23]和權小鋒等[34]對CEO權力的測度方法，采用創(chuàng)始人CEO的兩職性、創(chuàng)始人股東是否指定管理層、創(chuàng)始人關聯(lián)的董事比例、風險投資股東持股比例和創(chuàng)始人家族股東股票權5個指標對創(chuàng)始人CEO權力進行綜合測度。其中，股權結構對創(chuàng)始人CEO權力擴張的制衡方面并未采用Haynes等[23]和權小鋒等[34]的方法，而是直接使用風險投資股東持股比例進行測度，因為風險投資股東作為戰(zhàn)略投資者能夠對創(chuàng)始人CEO權力形成制衡，風險投資股東持股比例越高，創(chuàng)始人CEO權力受到的監(jiān)督程度越強，因此風險投資股東持股比例能夠反映股權結構對創(chuàng)始人CEO權力的影響，詳見表1。

為了提高對創(chuàng)始人CEO權力測度方法的穩(wěn)健性，本研究采用兩種途徑對這5個指標進行綜合。①借鑒Haynes等[23]的測度方法，將5個指標進行Z標準化求和對創(chuàng)始人CEO權力(ZPower)進行測度，風險投資股東持股比例與其他4個指標對創(chuàng)始人CEO權力的影響方向相反，本研究對風險投資股東持股比例進行取倒數(shù)處理。②借鑒權小鋒等[34]的測度方法，利用主成分分析法分析創(chuàng)始人CEO權力。在主成分分析過程中，本研究發(fā)現(xiàn)提取的第一主成分的方差貢獻率為27.385%，表明僅利用第一主成分對創(chuàng)始人CEO權力的提取力度不強。因此本研究綜合考察累計方差貢獻率和特征根的標準，提取特征根等于和大于1且累計方差貢獻率超過80%的前4個主成分，并按照提取的各個主成分的方差貢獻率進行加權求和，對創(chuàng)始人CEO權力(MPower)進行測度，主成分分析結果見表2。

表2 MPower主成分分析結果Table 2 Principal Components Analysis of MPower

注：***為在1%的水平下顯著(雙尾)，下同。

(2)IPO后公司規(guī)模擴張程度(IPOscale)，利用當年總資產(chǎn)除以上市前一年的總資產(chǎn)進行測度。

3.2.3 控制變量

委托代理理論認為董事和高管持有公司股份能夠提高其與股東效用目標的趨同性，提高董事和高管通過勤奮工作提升公司績效所獲得的收益，進而形成對董事和高管的激勵[7]?；谥袊榫车膶嵶C研究也證實了委托代理理論的這一觀點，如林大龐等[44]和呂長江等[45]的研究。因此，本研究選取持股董事人數(shù)占董事會人數(shù)比例(Owndir)、董事會持股比例(Boardown)和高管持股比例(Managerown)就董事和高管持股對公司績效的潛在影響加以控制。另外，創(chuàng)始人控股股東有可能利用金字塔持股結構使控制權與現(xiàn)金流量權偏離，進而通過隧道效應損害公司績效[46]。本研究利用創(chuàng)始人家族是否采用金字塔持股(Pyramid)就創(chuàng)始人潛在的隧道效應對公司績效的損害加以控制，創(chuàng)始人家族采用金字塔結構控制民營企業(yè)取值為1，否則取值為0。除此之外，本研究還對公司上市年齡(IPOage)、行業(yè)(Ind)和年度(Year)進行控制。公司上市年齡采用當年年度與IPO年度的差測度；行業(yè)采用國泰安數(shù)據(jù)庫行業(yè)分類標準，分為金融、公共事業(yè)、房地產(chǎn)、綜合、工業(yè)和商業(yè)6類，采用5個啞變量進行測度；年度跨度為4年，采用3個啞變量進行測度。

3.3 模型構建

根據(jù)以上分析和設計，本研究構建聯(lián)立多元回歸模型對提出的研究假設進行檢驗，模型的基本形式如下。

Performance=b1+a1Power+a2VCdirector+

a3Power·VCdirector+a4IPOscale+

a5Owndir+a6Boardown+a7Managerown+

a8Pyramid+a9IPOage+Ind+Year+ε1

(1)

VCdirector=b2+c1Power+c2IPOscale+

c3Power·IPOscale+c4Owndir+

c5Boardown+c6Managerown+c7Pyramid+

c8IPOage+Ind+Year+ε2

(2)

其中，b1和b2為常數(shù)項，a1～a9、c1～c8為各對應自變量的系數(shù)，ε1和ε2為殘差項。Ind為行業(yè)的5個啞變量，Year為年度的3個啞變量。根據(jù)前文的理論分析可知，本研究聯(lián)立模型中Power與VCdirector存在內生性問題，為了避免內生性對研究結果的影響，采用二階段最小二乘法(2SLS)對聯(lián)立模型進行回歸。

4 實證分析和討論

4.1 描述性統(tǒng)計特征

表3給出被解釋變量和解釋變量一般描述性統(tǒng)計分析結果。從公司績效方面的統(tǒng)計結果可以看出，創(chuàng)業(yè)板民營上市公司的績效處于較低水平，在盈利能力方面，ROA均值僅為6.618%，ROE均值僅為8.293%；在股東獲利能力方面，EPS均值僅為0.624元；在發(fā)展能力方面，RI處于較低水平，均值為17.578%，RG的均值為0.063%?？梢曰九袛鄤?chuàng)業(yè)板民營上市公司實施IPO后凈利潤增長水平幾乎停滯，并未獲得預期的快速增長。在風險投資股東方面， 風險投資股東的確會通過向董事會派出外部董事的形式介入戰(zhàn)略決策機制，代表風險投資股東的董事成員比例均值為22.613%，說明這部分外部董事對董事會形成較強的影響力。在IPO后公司規(guī)模變化部分，經(jīng)歷IPO后民營企業(yè)規(guī)模得到了較大的擴張，規(guī)模擴張程度平均為IPO前公司規(guī)模的3.690倍。

表3 描述性統(tǒng)計Table 3 Descriptive Statistics

注：限于篇幅，未匯報控制變量的描述性統(tǒng)計結果。

表4給出各解釋變量和因變量之間的相關系數(shù)。創(chuàng)始人CEO權力指標(ZPower和MPower)與公司績效指標(ROA、ROE、EPS、RG、RI)之間的相關系數(shù)均不顯著，并且方向不一，因此需要進一步分析和驗證；創(chuàng)始人CEO權力指標(ZPower和MPower)與風險投資股東派出的外部董事比例顯著負相關，初步支持H3a；VCdirector與公司績效指標(除ROE外)顯著負相關，與H2a預期相反，需要進一步驗證；ZPower與MPower顯著正相關，說明利用Z標準化和主成分分析法合成的創(chuàng)始人CEO權力指標之間具有較強的一致性，提高了創(chuàng)始人CEO權力測度的穩(wěn)健性。

4.2 回歸結果和分析

結合表4的統(tǒng)計結果，本研究采用二階段最小二乘法(2SLS)對模型進行擬合回歸。

利用外生變量作為工具變量對內生變量ZPower、MPower和VCdirector進行OLS擬合，求得各內生變量的預測值，詳見表5。

由表5可知，F(xiàn)值均在1%顯著性水平下顯著，說明工具變量回歸方程有效。利用White檢驗可以判定工具變量擬合過程中不存在異方差干擾，同時各工具變量的VIF值均小于5，說明不存在多重共線性干擾，因此工具變量回歸模型構建合理。取ZPower、MPower和VCdirector工具變量回歸模型的預測值對(1)式進行回歸，得到2SLS回歸的最終結果，詳見表6、表7和表8。

表4 相關系數(shù)矩陣Table 4 Correlation Coefficient Matrix

注：**為在5%的水平下顯著(雙尾)，下同。限于篇幅，未匯報控制變量的結果。

表5 工具變量回歸結果Table 5 Regression Results of Instrumental Variables

注：*為在10%的水平下顯著(雙尾)；White檢驗均不顯著。下同。

表6中列1、列2、列5和列6為采用ZPower測度CEO權力的回歸結果，列1和列5為未引入調節(jié)效應的回歸結果，列2和列6為引入調節(jié)效應的回歸結果；列3、列4、列7和列8為采用MPower測度CEO權力的回歸結果，列3和列7為未引入調節(jié)效應的回歸結果，列4和列8為引入調節(jié)效應的回歸結果。

表6 盈利能力2SLS回歸結果Table 6 2SLS Regression Results of Profitability

注：調節(jié)效應模型中采用變量中心化處理，以防止多重共線性干擾，下同。

表7 股東獲利能力2SLS回歸結果Table 7 2SLS Regression Results of Shareholders′ Profitability

注：在進行相關系數(shù)分析過程中發(fā)現(xiàn)基礎每股收益與稀釋每股收益之間的相關系數(shù)在1%水平下為1，并且在進行2SLS回歸過程中基礎每股收益和稀釋每股收益的回歸結果相同，在此僅匯報了稀釋每股收益的2SLS回歸結果，表中EPS均為稀釋每股收益。

表7中列1和列2為采用ZPower測度CEO權力的回歸結果，列1為未引入調節(jié)效應的回歸結果，列2為引進調節(jié)效應的回歸結果；列3和列4為采用MPower測度CEO權力的回歸結果，列3為未引入調節(jié)效應的回歸結果，列4為引進調節(jié)效應的回歸結果。

表8中列1、列2、列5和列6為采用ZPower測度CEO權力的回歸結果，列1和列5為未引入調節(jié)效應的回歸結果，列2和列6為引入調節(jié)效應的回歸結果；列3、列4、列7和列8為采用MPower測度CEO權力的回歸結果，列3和列7為未引入調節(jié)效應的回歸結果，列4和列8為引入調節(jié)效應的回歸結果。

由表6～表8的回歸結果可知，各回歸模型最大VIF值均小于5，因此不存在多重共線性干擾；各回歸模型的White檢驗結果表明，不存在異方差干擾回歸的現(xiàn)象；各回歸模型的F值均在1%顯著性水平下顯著，說明各回歸模型構建有效。在盈利能力和股東獲利能力方面，無論采用ZPower還是MPower對創(chuàng)始人CEO權力測度，其結果均與公司績效指標在1%顯著性水平下負相關，說明創(chuàng)始人CEO權力的提高會損害公司的盈利能力和股東獲利能力。在發(fā)展能力方面，ZPower與公司績效在1%顯著性水平下顯著負相關，說明創(chuàng)始人CEO權力的提升會降低公司的發(fā)展能力；MPower與RI之間顯著負相關，與RG之間線性關系不顯著，但是符號方向符合預期判斷，說明測度創(chuàng)始人CEO權力的方法不同會影響其對凈利潤增長率(RG)回歸結果的顯著程度，但是并不影響創(chuàng)始人CEO權力總體上對公司績效的影響方向。綜合表6～表8的回歸結果可知，創(chuàng)始人CEO權力的提升會損害創(chuàng)業(yè)板民營企業(yè)的績效，H1得到驗證。

表8 發(fā)展能力2SLS回歸結果Table 8 2SLS Regression Results of Development Ability

在風險投資股東派出的外部董事比例與公司績效關系方面，無論在盈利能力、股東獲利能力還是發(fā)展能力，均與公司績效顯著負相關，說明風險投資股東派出的外部董事并沒有履行對民營企業(yè)戰(zhàn)略決策過程的資源供給職能，反而對公司績效造成損害，H2a未得到驗證。在風險投資股東派出的外部董事比例調節(jié)創(chuàng)始人CEO權力方面，統(tǒng)計結果顯示無論采用ZPower還是MPower測度創(chuàng)始人CEO權力，VCdirector均顯著地正向調節(jié)創(chuàng)始人CEO權力與公司績效的關系，說明風險投資股東派出的外部董事并沒有履行監(jiān)督創(chuàng)始人CEO權力的職能，反而維護和助長了創(chuàng)始人CEO權力的擴張，進而損害公司績效，H2b未得到驗證。

在(2)式的回歸過程中，鑒于創(chuàng)始人CEO權力的內生性問題，本研究同樣采用2SLS方法規(guī)避內生性對統(tǒng)計結果可信性的影響，結果見表9。表9中的列1和列2為采用ZPower測度CEO權力的回歸結果，列1為未引入調節(jié)效應的回歸結果，列2為引進調節(jié)效應的回歸結果；列3和列4為采用MPower測度CEO權力的回歸結果，列3為未引入調節(jié)效應的回歸結果，列4為引入調節(jié)效應的回歸結果。由表9的2SLS回歸結果可知，各回歸模型的最大VIF值均小于5，說明不存在多重共線性干擾；各回歸模型的White檢驗結果顯示不存在異方差干擾回歸的現(xiàn)象；各回歸模型的F值均在1%水平下顯著，說明各回歸模型構建有效。在創(chuàng)始人CEO權力與風險投資股東派出的外部董事比例關系方面，無論采用ZPower還是MPower測度創(chuàng)始人CEO權力，其結果均與VCdirector在1%水平下顯著負相關，說明創(chuàng)始人CEO會排斥風險投資股東向董事會派出外部董事，以此保護個人財富，H3a得到驗證。在IPO規(guī)模變化的調節(jié)效應方面，無論采用ZPower還是MPower測度創(chuàng)始人CEO權力，IPOscale對創(chuàng)始人CEO權力和風險投資派出的外部董事比例關系均不具備顯著的調節(jié)作用，因此H3b未得到驗證。

表9 (2)式的2SLS回歸結果Table 9 2SLS Regression Results of Model 2

注：IPOsacle雖為調節(jié)變量，但并非內生變量，而是工具變量，因此未單獨引進IPOscale。

4.3 結果討論

在創(chuàng)始人CEO權力與公司績效關系方面，本研究實證結果支持H1。IPO后民營企業(yè)規(guī)模的急劇擴張?zhí)岣吡藨?zhàn)略決策的復雜程度，使創(chuàng)始人在創(chuàng)業(yè)過程中形成的戰(zhàn)略決策能力不足以應對IPO后復雜的戰(zhàn)略決策[16,20,31]。在英美模式下，成熟的外部治理機制能夠有效引導民營企業(yè)由創(chuàng)始人主導戰(zhàn)略決策機制向專業(yè)化成熟管理機制主導的戰(zhàn)略決策機制轉型[7,12,14]，然而在新興經(jīng)濟特征的中國情境下，弱化的外部治理機制使這一轉型過程無法對創(chuàng)始人個人財富和創(chuàng)業(yè)成果形成良好的保護機制[14]。因此，即便面對IPO后自身戰(zhàn)略決策能力不足的管理困境，創(chuàng)始人CEO仍會堅持維護自身的戰(zhàn)略決策主導權力，從而替代弱化的外部治理機制，形成對自身財富和創(chuàng)業(yè)成果的保護機制[14,39]。隨著創(chuàng)始人CEO權力的提升，民營企業(yè)戰(zhàn)略決策機制越來越傾向于創(chuàng)始人CEO主導，而創(chuàng)始人CEO戰(zhàn)略決策能力不足會加劇戰(zhàn)略決策機制的低效程度，民營企業(yè)的績效會不斷降低。

在風險投資股東與公司績效關系方面，本研究的實證結果未支持H2a和H2b。實證結果表明，風險投資股東派出的外部董事并未形成對民營企業(yè)戰(zhàn)略決策的資源供給機制，卻隨著風險投資股東派出的外部董事比例的提高，公司績效受到的損害程度不斷加劇，與資源依賴理論的觀點相反[23-24,30]；同時，風險投資股東派出的外部董事并未對創(chuàng)始人CEO權力形成實質上的監(jiān)督機制，而是隨著風險投資股東派出的外部董事比例的提高，創(chuàng)始人CEO權力反而獲得了不斷的強化，進而加劇創(chuàng)始人CEO權力對公司績效的損害，與委托代理理論的觀點相反[7,36]。本研究認為代表風險投資股東利益的外部董事?lián)p害公司績效、強化創(chuàng)始人CEO權力的原因在于，中國情境下股票二級市場投機氛圍較為濃厚，在弱式股票市場情境下，股票價格不能有效反映公司價值[47-48]。相對于直接介入民營企業(yè)戰(zhàn)略決策機制提升公司價值而言，風險投資股東通過操縱二級市場股價實現(xiàn)股權退出收益要容易得多。在這種情況下，風險投資股東和創(chuàng)始人控股股東合謀，進而達成股價操縱的激勵相容機制會更加容易，因此由風險投資股東派出的外部董事并不會注重戰(zhàn)略決策過程的資源供給和監(jiān)督，而是更加注重維護與創(chuàng)始人CEO之間合謀的關系，鞏固和強化創(chuàng)始人CEO權力，進而操縱公司股價，保障風險投資股東的股權退出收益。為了驗證以上分析，本研究采用由二級市場股價反映的公司價值Tobin′sQ衡量創(chuàng)業(yè)板民營企業(yè)的公司績效，對(1)式進行重新回歸，結果見表10。

表10 Tobin′s Q的2SLS回歸結果Table 10 2SLS Regression Results of Tobin′s Q

表10的列1和列2為采用ZPower測度CEO權力的回歸結果，列1為未引入調節(jié)效應的回歸結果，列2為引入調節(jié)效應的回歸結果；列3和列4為采用MPower測度CEO權力的回歸結果，列3為未引入調節(jié)效應的回歸結果，列4為引入調節(jié)效應的回歸結果。表10的2SLS回歸結果表明，采用MPower測度創(chuàng)始人CEO權力時，創(chuàng)始人CEO權力和VCdirector均與Tobin′sQ具有非常顯著的正相關關系，并且VCdirector還顯著地正向調節(jié)創(chuàng)始人CEO權力與Tobin′sQ之間的關系，說明風險投資股東與創(chuàng)始人控股股東進行合謀，操縱公司股價。因此，在與股權退出收益激勵相容的情境下，風險投資股東派出的外部董事不但不會形成對創(chuàng)始人CEO的監(jiān)督機制和資源供給機制，反而會強化創(chuàng)始人CEO的戰(zhàn)略決策權力，共同操縱公司股價，進而實現(xiàn)較高的股權退出收益。盡管采用ZPower對創(chuàng)始人CEO權力測度時2SLS回歸結果不顯著，然而其符號方向與MPower的回歸結果相同，這也證實了風險投資股東會與創(chuàng)始人控股股東合謀操縱公司股價的問題。

在創(chuàng)始人CEO權力與風險投資股東派出的外部董事關系方面，本研究實證結果證實創(chuàng)始人CEO會防止風險投資股東向董事會派出外部董事，以達到強化創(chuàng)始人CEO權力的目的，與委托代理理論的基本觀點一致[7,36]。委托代理理論認為初創(chuàng)企業(yè)關于戰(zhàn)略決策的關鍵信息往往由創(chuàng)始人家族掌握，引進外部董事盡管能夠提高公司戰(zhàn)略決策的能力，但是外部董事也會給初創(chuàng)期的民營企業(yè)帶來潛在的核心戰(zhàn)略信息泄露的風險，從而提高代理成本，因此將戰(zhàn)略決策權力同時賦予掌控剩余價值索取權力的創(chuàng)始人家族能夠避免戰(zhàn)略決策過程中的代理問題[7]。此外，在新興經(jīng)濟特征的中國情境下，外部治理機制并不能像英美模式那樣對創(chuàng)始人的個人財富和創(chuàng)業(yè)成果形成良好的保護和變現(xiàn)機制，因此創(chuàng)始人家族股東往往利用對戰(zhàn)略決策機制的控制替代外部弱化的治理機制，從而形成自身財富的保護機制[14-16]。

在IPO公司規(guī)模擴張的調節(jié)效應方面，本研究的實證結果并未支持H3b。本研究對H3b的理論論證主要基于資源依賴理論，并未考察創(chuàng)始人控股股東與風險投資股東合謀的問題。根據(jù)表10的分析結果可知，風險投資股東會與創(chuàng)始人控股股東合謀操縱股價，進而實現(xiàn)較高的股權退出收益，因此風險投資股東派出的外部董事并未履行戰(zhàn)略決策過程的資源供給職能，而是鞏固和維護創(chuàng)始人CEO權力。這也從側面反映了創(chuàng)業(yè)板民營上市公司引進風險投資作為戰(zhàn)略投資者并未促進民營企業(yè)向專業(yè)化管理的戰(zhàn)略決策機制的轉型，反而進一步強化了創(chuàng)始人控股股東單一主導戰(zhàn)略決策機制的程度。

5 結論

本研究基于委托代理理論和資源依賴理論，選取2009年10月至2013年4月中國創(chuàng)業(yè)板319家存在風險資本介入的民營上市公司為樣本，實證分析中國民營企業(yè)經(jīng)歷IPO后，由創(chuàng)始人主導的戰(zhàn)略決策機制向專業(yè)管理的戰(zhàn)略決策機制轉型過程中，創(chuàng)始人控股股東和風險資本股東如何通過構建戰(zhàn)略決策資源供給機制和監(jiān)督機制影響公司績效的過程，得到以下結論。

(1)創(chuàng)始人CEO利用戰(zhàn)略決策權力替代弱化的外部治理機制，以保護個人財富和創(chuàng)業(yè)成果，該行為導致民營企業(yè)經(jīng)歷IPO后戰(zhàn)略決策機制繼續(xù)由創(chuàng)始人CEO主導。而隨著創(chuàng)始人CEO權力的提升，其戰(zhàn)略決策能力的不足會不斷降低戰(zhàn)略決策機制的有效性，進而損害民營企業(yè)IPO后的公司績效。

(2)引進風險資本作為專業(yè)的外部戰(zhàn)略投資者并不能促進民營企業(yè)IPO后由創(chuàng)始人單一主導的戰(zhàn)略決策機制向專業(yè)化管理主導的戰(zhàn)略決策機制的轉型，與此相反，風險資本股東會與創(chuàng)始人控股股東合謀，操縱公司股價，以提升風險資本股東的股權退出收益。在這種情況下，風險資本股東派出的外部董事并不會形成對民營企業(yè)戰(zhàn)略決策機制的資源供給機制和監(jiān)督機制，而是維系與創(chuàng)始人CEO的合謀關系，不斷維護和提升創(chuàng)始人CEO權力，從而操縱公司股價，提升風險資本股東的股權退出收益。

(3)由于風險資本股東派出的外部董事并不能真正有效地向民營企業(yè)戰(zhàn)略決策過程提供戰(zhàn)略決策資源支持，因此創(chuàng)始人CEO為了維護自身戰(zhàn)略決策權力和降低由外部董事介入戰(zhàn)略決策過程所引發(fā)的代理成本，會排擠風險資本股東向董事會派出外部董事。與此同時，盡管IPO后民營企業(yè)的規(guī)模擴張?zhí)岣吡藨?zhàn)略決策的復雜程度和難度，然而由于風險資本股東派出的外部董事并不會形成有效的戰(zhàn)略決策資源支持，因此IPO后公司規(guī)模的擴張并不會促使創(chuàng)始人CEO放棄戰(zhàn)略決策權力而引進更多外部董事的行為。

綜上所述，中國創(chuàng)業(yè)板從2009年發(fā)展至今，盡管為許多具有良好潛力的民營企業(yè)提供了有效的融資平臺，然而民營企業(yè)經(jīng)歷IPO后如何促進戰(zhàn)略決策機制的轉變從而繼續(xù)保持良好的增長態(tài)勢是非常關鍵的研究課題。本研究揭示了創(chuàng)業(yè)板民營企業(yè)經(jīng)歷IPO后繼續(xù)由創(chuàng)始人控股股東主導戰(zhàn)略決策機制會損害公司績效，而通過引進專業(yè)的外部戰(zhàn)略投資者風險資本并不能幫助民營企業(yè)向專業(yè)化管理主導的戰(zhàn)略決策機制轉型，反而會不斷強化創(chuàng)始人控股股東主導戰(zhàn)略決策機制的程度，進一步加劇戰(zhàn)略決策機制的低效程度，損害公司績效。因此，中國創(chuàng)業(yè)板民營企業(yè)在未來的發(fā)展中應不斷加強風險資本引進和股權退出機制的規(guī)范，促使風險資本派出的外部董事真正形成對創(chuàng)始人CEO權力的制衡和資源供給作用，從而切實保障民營企業(yè)經(jīng)歷IPO后真正的“去家族化”，向專業(yè)化管理主導的戰(zhàn)略決策機制轉型，由此為民營企業(yè)獲得可持續(xù)的快速增長能力提供堅實基礎。

限于董事和CEO個人數(shù)據(jù)獲取的難度，本研究從董事會制衡機制的角度，利用外部董事人數(shù)比例考察風險投資對民營企業(yè)戰(zhàn)略決策機制的影響，并未對外部董事人力資本和社會資本進行深層次的挖掘。此外，在創(chuàng)始人CEO權力方面主要從控制的視角，以創(chuàng)始人CEO對戰(zhàn)略決策機制的直接控制能力和股權結構對創(chuàng)始人CEO權力擴張的制衡考量創(chuàng)始人CEO權力，也并未涉及創(chuàng)始人CEO的人力資本和社會資本。后續(xù)研究可針對以上問題展開論述。

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