朱仁宏, 李新春

一、引 言

創(chuàng)業(yè)團隊已成為新創(chuàng)企業(yè)的核心主體(Cooper & Daily, 1997)。無論從創(chuàng)業(yè)所在地域或行業(yè)、創(chuàng)業(yè)類型，還是創(chuàng)業(yè)者性別看，大多數新創(chuàng)企業(yè)都是創(chuàng)業(yè)團隊創(chuàng)辦的(Kamm et al., 1990)。尤其是成長導向的新企業(yè)，通常都是由兩個或兩個以上創(chuàng)始人組成的創(chuàng)業(yè)團隊創(chuàng)辦的(Cooney, 2005; Cooper et al., 1997)。盡管團隊創(chuàng)業(yè)現象越來越普遍，但在創(chuàng)業(yè)實踐中，創(chuàng)業(yè)團隊管理卻非易事，團隊互動中充滿了分歧與沖突。2012年12月，正略鈞策11名合伙人集體離職，并正式向公司提出法律訴訟。其中一位合伙人說，這只是表面現象，根本原因是目前的正略鈞策不是真正的合伙人制，而是某一個人的公司。目前，趙民占正略鈞策公司65%的股份，劉海梅占35%，其他合伙人均沒有股權和控制權。早先的恒基偉業(yè)創(chuàng)始團隊也面臨這個問題，相繼出走的孫陶然、范坤芳等說是因為經營理念不合，但明眼人一看張征宇獨占80%以上股權和全盤控制的管理風格，就知道意味著什么。這類內斗的明星企業(yè)有一個共同的特點，不是生存不下去，而是一些團隊成員發(fā)現自己的努力得不到正式認可，因而日漸離心離德，甚至最后分崩離析。針對股東合作失敗問題，公司治理理論通常從股權結構等“明算賬”方式入手，分析一股獨大與股權制衡的利弊(徐莉萍等, 2006; 朱紅軍和汪輝, 2004)；但遺憾的是，公司治理理論并不能解釋新創(chuàng)企業(yè)中的創(chuàng)業(yè)團隊治理問題。在實踐中，許多如恒基偉業(yè)、正略鈞策這種“一股獨大”，或如遠東皮革“股權制衡”的新創(chuàng)企業(yè)，按“南開公司治理指數”標準①南開大學中國公司治理研究院：《2012年度中國公司治理指數與評價報告》， 2012年11月25日發(fā)布，北京。，雖然治理形式上較完善，但仍然無法避免內訌和破裂的困境，也就是說，股東治理的有效性很低。一股獨大或股權制衡的治理方式固然能明晰合伙人的權、責、利關系，但靜態(tài)的股權結構并不能有效地激勵各成員，尤其是有能力的小股東充分發(fā)揮其人力資本優(yōu)勢。如何通過正式的激勵與監(jiān)督機制，包括股權、決策權和收益權的動態(tài)配置，去平衡好擁有不同人力資本的團隊成員的個體利益，以實現團隊整體利益最大化，是團隊創(chuàng)業(yè)研究一直被忽視、但亟待解決的一個重要問題(朱仁宏等, 2012;2013)。本文將從創(chuàng)業(yè)團隊訂立契約(Blatt, 2009)的角度，提出創(chuàng)業(yè)團隊契約治理與新創(chuàng)企業(yè)績效關系模型；并通過實證研究進一步探討其作用機理，從而為創(chuàng)業(yè)團隊如何更合理地“明算賬”提供理論上的解釋與實踐指導。

二、理論框架與假設

(一)創(chuàng)業(yè)團隊及其契約訂立

創(chuàng)業(yè)團隊是由兩個或更多具有共同企業(yè)愿景與目標，共同創(chuàng)辦新企業(yè)或參與新創(chuàng)企業(yè)管理，擁有一定股權且直接參與戰(zhàn)略決策的人組成的特別高管團隊；他們擁有可共享的資源，按不同角色分工相互依存地工作，彼此對團隊和企業(yè)負責；他們不同程度地共同承擔創(chuàng)業(yè)風險，也不同程度地共享創(chuàng)業(yè)收益(Cooney, 2005; Kamm et al., 1990; Schjoedt & Kraus, 2009; 朱仁宏等, 2012)。

就創(chuàng)業(yè)團隊特點而言，公司治理理論不完全適合解釋創(chuàng)業(yè)團隊互動關系。公司治理理論是討論所有權和經營權分離條件下如何實現股東利益最大化，解決委托代理問題的手段是股權結構和法律約束等正式規(guī)制。但創(chuàng)業(yè)團隊同時作為新創(chuàng)企業(yè)的所有者和經營者，很少有真正的兩權分離。創(chuàng)業(yè)團隊成員擁有各自的資源和能力，如果能得到有效的整合，這些具有互補性或相互依存性(bilateral dependence)的資源就可以形成共有專用性資產(co-specialized assets)(Teece, 1986)，比分開使用更具有價值；但如果整合不當，非但沒有團隊效應，甚至連個人利益都難以保證。

高管團隊理論也不完全適合解釋創(chuàng)業(yè)團隊互動關系。創(chuàng)業(yè)團隊雖然也是高管團隊，但并不是單純的職業(yè)同事關系。嚴格說來，高管團隊其實并不是真正的合作團隊，他們按董事會及CEO的職能授權合作和承擔管理責任，與CEO有雙邊關系，但與其他成員卻很少有關系(Hambrick, 2007)。已有研究就創(chuàng)業(yè)團隊問題進行了一定的討論(Daily et al., 2002; Kamm et al., 1990; Ucbasaran et al., 2003; 陳忠衛(wèi)和雷紅生, 2008)，但基本上都是直接套用高管團隊理論，對創(chuàng)業(yè)團隊關系的認識還不夠。

從創(chuàng)業(yè)團隊構成與互動特征看，團隊創(chuàng)業(yè)的新創(chuàng)企業(yè)治理實踐與現代企業(yè)并不完全一致。創(chuàng)業(yè)團隊成員既是新創(chuàng)企業(yè)的所有者又是經營者，他們很少外聘CEO及其他高管職業(yè)經理人，基本都由他們自己分工協(xié)作。新企業(yè)注冊時雖然按《公司法》及相關法律設有董事會、監(jiān)事會組織，但兩會成員基本上都由創(chuàng)業(yè)團隊成員自己擔任，很少有獨立董事。實際上，新創(chuàng)企業(yè)的董事會、監(jiān)事會結構形式重于實質。顯然，團隊創(chuàng)業(yè)的新創(chuàng)企業(yè)并不是規(guī)范地采用現代企業(yè)兩權分離的方式進行監(jiān)督與制衡，但這并不是說沒有委托代理問題和相互監(jiān)督與制約，因為創(chuàng)業(yè)團隊成員中有明確的分工，各人的創(chuàng)業(yè)目標和利益訴求常常并不一致。因此，新創(chuàng)企業(yè)需要訂立一套有效的契約來整合創(chuàng)業(yè)團隊成員不同人力資本，以形成合力，從而發(fā)揮團隊創(chuàng)業(yè)的協(xié)作優(yōu)勢。訂立契約的好處是受組織聯盟治理的啟發(fā)(Blatt, 2009)，因為與組織間關系一樣，創(chuàng)業(yè)團隊成員之間既不是等級關系，也不是純粹的市場關系，是同時擁有所有權和經營權，相對獨立卻又相互依存地進行分工協(xié)作的伙伴關系。通過訂立契約，創(chuàng)業(yè)團隊成員可以確定和強制投入、產出及其希望的互動結果。契約可以采用書面或口頭形式，但有效的契約總是能將彼此的預期明確與透明化(Vlaar et al., 2006)。

(二)創(chuàng)業(yè)團隊契約治理與新創(chuàng)企業(yè)績效

新創(chuàng)企業(yè)的活動表現為創(chuàng)業(yè)者個體層面的活動，在成為成熟大中型現代企業(yè)之前，團隊創(chuàng)業(yè)的新創(chuàng)企業(yè)治理表現為創(chuàng)業(yè)團隊治理(朱仁宏等, 2013)。創(chuàng)業(yè)團隊治理是創(chuàng)業(yè)團隊成員間的一種激勵與控制機制，即通過采用一整套包括正式與非正式的制度安排來合理地界定和配置創(chuàng)業(yè)團隊成員間的權利與責任及協(xié)調其互動合作關系，使得團隊成員在求同存異的基礎上能有效地平衡好個人人力資本優(yōu)勢和發(fā)揮團隊效應，以保證創(chuàng)業(yè)決策的科學性、有效性，從而實現成功創(chuàng)業(yè)目標，并在最大化團隊整體收益的基礎上最大化團隊成員的個人收益(朱仁宏等, 2013)。就創(chuàng)業(yè)團隊責權利的“明算賬”問題，本文借鑒公司治理理論和企業(yè)聯盟治理理論(Poppo & Zenger, 2002; Zaheer & Venkatraman, 1995)，將有關契約訂立的正式制度安排稱為創(chuàng)業(yè)團隊契約治理或正式治理，即以具有法律約束力的契約形式明確創(chuàng)業(yè)團隊成員作為股東和高層管理者在團隊生產中應遵循的正式規(guī)則，包括股權配置(ownership allocation)、收益權配置(compensation allocation)與自主權配置(autonomy allocation)。這些正式規(guī)則在公司法和股東協(xié)議書中體現為具體的股份劃分、收益分配、公司層與業(yè)務層的決策權限與管理自主度。創(chuàng)業(yè)團隊契約治理旨在明確“執(zhí)行未來特別行動的承諾和義務”(Barney & Ouchi, 1986; Macneil, 1978; Poppo et al., 2002)。

1.股權配置

股東享有股權，主要體現為資產收益權及參與公司重大決策和選擇管理者的權利。按公司治理理論，股權結構決定了公司控制權的歸屬，并影響著公司內部權利的配置，在一股一票和多數議決原則下，股東所享有的剩余收益索取權和投票權的大小完全是由所持股份的數量決定的，擁有多數股權的股東在公司決策中所起的作用就大(Demsetz,1983; Demsetz & Lehn, 1985; Jensen & Meckling, 1976)。但這種股權決定一切的做法顯然不利于創(chuàng)業(yè)團隊成員發(fā)揮各自優(yōu)勢。企業(yè)成長源于管理資源(Penrose, 1959)，是創(chuàng)業(yè)者人力資本彰顯的過程(朱仁宏等, 2013)。新創(chuàng)企業(yè)資源稟賦匱乏，僅有未經核實的人力資本(Bhide, 1999)；也就是說，可核實的有形資源非常有限，僅有的無形人力資本卻尚未經市場驗證。這種情況下的初始股權配置必然是基于相互認可和信任的權宜之計，其后應該在企業(yè)成長中作進一步調整。例如，在其他合伙人看來，正略鈞策只是趙民一個人的公司，恒基偉業(yè)只是張征宇一個人的公司，他們的付出和成績總得不到正式的認可。股權結構決定著公司投資、經營、治理的有效性，進而影響公司績效(Demsetz & Lehn, 1985)。從基于人力資本激勵的創(chuàng)業(yè)團隊治理看(朱仁宏等，2013)，如果團隊成員，尤其是小股東對未來與自己貢獻相匹配的股權調整要求無法得到一個合理的預期，他就沒有長期進行團隊合作的積極性；反之，如果股權配置能反映企業(yè)成長中的創(chuàng)業(yè)者人力資本差異，使得彼此預期明確、透明，則能有效地發(fā)揮團隊效應，可以更好地避免風險，保持企業(yè)運作效率，并采取自發(fā)的糾正措施，從而提高新創(chuàng)企業(yè)績效。由此，本文提出假設1:

H1：創(chuàng)業(yè)團隊股權配置越明確，新創(chuàng)企業(yè)績效越高。

2.收益權配置

公司治理研究一般不特別討論收益權配置問題，因為在現代企業(yè)中股東是根據其股權多少擁有相應的資產收益權。一般而言，有限責任公司的股東應當按照其出資比例分取紅利；股份有限公司的股東按照其持有的股份比例分取紅利。2006年中國新修訂的公司法考慮到實踐的需要，擴大了股東協(xié)議和公司章程在紅利分配方面的自由權，規(guī)定股東按照出資比例或持股比例分取紅利，但股東約定或章程規(guī)定不按照上述原則分配紅利的除外*參閱中華人民共和國第十屆全國人民代表大會常務委員會第十八次會議于2005年10月27日修訂通過的《中華人民共和國公司法》第35條和第167條。。這一修訂充分肯定了創(chuàng)業(yè)者人力資本的重要性，也就是說，紅利分配不一定非得依據出資比例或持股比例，人力資本完全可以作為紅利分配的重要依據之一。對于新創(chuàng)企業(yè)來說，這個制度創(chuàng)新的特別意義是，解放了初始資源稟賦匱乏的創(chuàng)業(yè)者，保護了其人力資本產權，能有效地調動創(chuàng)業(yè)者的積極性。

當然，創(chuàng)業(yè)團隊作為新創(chuàng)企業(yè)高管層的收益(TMT compensation, in Carpenter and Sanders, 2002*Carpenter M A, Sanders W M. Top management team compensation: the missing link between CEO pay and firm performance?. Strategic Management Journal, 2002, 23，(4): 367—375.)還包括一定的薪酬和其他激勵性報酬。作為企業(yè)所有者的紅利分配比例是必須保持階段性穩(wěn)定的，而作為企業(yè)高管層的報酬卻是可以相對靈活地變動的。前者可以解決創(chuàng)業(yè)團隊成員人力資本的長期激勵問題，后者可以解決短期激勵問題。在正略鈞策，除了趙民和劉海梅，其他合伙人都沒有作為股東的收益權。已有公司治理研究表明，激勵相容的高管團隊報酬結構有助于提高企業(yè)績效(Carpenter & Sanders, 2002)。筆者認為，基于人力資本激勵的創(chuàng)業(yè)團隊收益分配有助于解決激勵相容的問題，因此提出假設2：

H2：創(chuàng)業(yè)團隊收益權配置越明確，新創(chuàng)企業(yè)績效越高。

3.自主權配置

創(chuàng)業(yè)者的決策自主度體現在公司戰(zhàn)略和職能管理兩個層面。公司所有權和經營權相分離，投資者個人不必參與經營，是現代公司制度發(fā)展的趨勢。股東作為投資者，對公司重大決策和選擇管理者的權利均應按出資比例或股份表決權通過股東會來行使，不參與公司一般性經營決策，但中國新修訂的公司法也明確了公司章程另有規(guī)定的除外。毫無疑問，這個新的規(guī)定有助于減少股權決定話事權的弊端，在必要情況下，可以讓股權少但卻更具有專用性人力資本的股東發(fā)表意見。團隊成員無論其股權多寡，如果都能充分發(fā)表意見，就能得到更全面的決策信息，從而降低“試錯”風險。股東對經營決策的影響是公司治理研究中的一個重要問題(Gelter, 2009)。戰(zhàn)略決策權的配置中，如果考慮到人力資本產權屬性，無疑會提高團隊決策的質量。

創(chuàng)業(yè)團隊成員不僅全面參與公司戰(zhàn)略決策，還會根據其專用性人力資本特長負責某個職能部門的管理。在職能管理上，各成員如果能享有充分的管理自主權(managerial autonomy, in Dill, 1958*Dill W R. Environment as an influence on managerial autonomy. Administrative Science Quarterly, 1958,2，(4): 409—443.)，各展其長，就能把其司職的領域做到最好。這樣，就可以更有效地平衡好團隊成員各自人力資本優(yōu)勢和團隊效應的發(fā)揮，更好地避免經營風險，保持企業(yè)運作效率，從而提高新創(chuàng)企業(yè)績效。在恒基偉業(yè)，張征宇事無巨細都獨攬大權，負責其他職能管理的創(chuàng)業(yè)伙伴都得排隊覲見，團隊協(xié)作效率極低。

無論從戰(zhàn)略決策，還是職能管理上看，基于人力資本優(yōu)勢的自主權配置都會促進企業(yè)成長，因此，本文提出假設3：

H3：創(chuàng)業(yè)團隊自主權配置越明確，新創(chuàng)企業(yè)績效越高。

三、研究設計

(一)問卷設計與變量測量

收集反映新創(chuàng)企業(yè)財務績效的客觀數據是一個挑戰(zhàn)(Bantel, 1998)，因為一些業(yè)主不愿意告訴別人自己企業(yè)的財務信息(Dess & Robinson, 1984)，尤其是凈利潤和稅收情況。因此，本研究采用主觀評價方法測量新創(chuàng)企業(yè)績效，測量量表借鑒扎赫拉(Zahra et al.，2002)的研究，讓被試者對其企業(yè)利潤率、銷售增長率、市場份額增長率、新產品服務的成功率和顧客滿意度五種績效指標的重視程度與滿意度進行評價。每個主觀績效指標都采用兩重評估，首先讓創(chuàng)業(yè)者判斷每種績效指標的重要性(“重要性”1—5刻度)，再看他對自己企業(yè)的該項績效指標的滿意度(“滿意度”1—5刻度)。將數據處理時將填寫的重要性刻度與對應的滿意度刻度相乘，即為該項指標的得分。當然，為了進行穩(wěn)健性檢驗，我們也要求問卷填寫者填寫企業(yè)利潤率、銷售增長率兩個變量的實際數據。

現有文獻中還缺乏對創(chuàng)業(yè)團隊契約治理的測量?；谖墨I研究、深度訪談和解讀公司法等相結合的方式，我們設計了創(chuàng)業(yè)團隊契約治理中股權、收益權和自主權的測項。本研究中股權配置指新創(chuàng)企業(yè)股權安排明確地反映創(chuàng)業(yè)者人力資本差異的程度。測項包括：(1)股份設置與約定能反映出各團隊成員的資源與能力優(yōu)勢；(2)界定初始股權時不僅考慮各自出資額、技術或專利投入，還考慮到不同創(chuàng)業(yè)成員的商業(yè)實踐經驗、社會資源(如人脈)等；(3)企業(yè)成長中考慮了股權調整的可能性，即今后可根據企業(yè)發(fā)展需要調整現有股權結構，或代持部分股權留給新加入的成員或現有成員。收益權配置指作為股東的紅利分配和作為高管層的薪酬與激勵機制明確地反映創(chuàng)業(yè)者人力資本差異的程度。測項包括：(1)收益分配方式能有效地反映出各團隊成員的努力情況；(2)收益分配時，會考慮各團隊成員的不同表現和貢獻；(3)采用多種方式，如薪酬、補貼和業(yè)務獎勵等激勵團隊成員。自主權配置指創(chuàng)業(yè)團隊成員在戰(zhàn)略決策與職能管理中的自主度明確地反映創(chuàng)業(yè)者人力資本差異的程度。測項包括：(1)創(chuàng)業(yè)團隊成員擁有充分的決策權；(2)公司戰(zhàn)略決策出現分歧時，全體團隊成員可充分表達意見；(3)各團隊成員在獲得職能管理授權下，可獨立自主地處理本部門的工作。我們采用Likert 1—5刻度表對上述測項進行了初試，發(fā)現上述測項因子負載都在0.6以上，且Cronbach’α在0.7以上，說明這些測項既能被所屬變量解釋，同時也具有較高的一致性。

本文控制變量選取企業(yè)年齡、企業(yè)規(guī)模、產業(yè)競爭程度及發(fā)展階段、合伙人數量和合伙人經驗。創(chuàng)業(yè)者、企業(yè)規(guī)模與產業(yè)結構是影響新創(chuàng)企業(yè)績效的重要因素(Sandberg & Hofer, 1987)，而創(chuàng)業(yè)者年齡與經驗、團隊構成等可克服新創(chuàng)弱性，提高新創(chuàng)企業(yè)績效(Amason et al., 2006)。

(二)數據收集

根據本文研究問題和問卷調查涉及內容，筆者于2012年3—6月期間，選擇自己的創(chuàng)業(yè)朋友和中山大學EMBA、EDP班與筆者關系較密切的創(chuàng)業(yè)學員作為部分調查對象；并輔以滾雪球式取樣方法，通過他們的協(xié)助將其創(chuàng)業(yè)朋友發(fā)展為另一部分調查對象。這些被試者大多為草根創(chuàng)業(yè)者，這樣取樣有幾個原因：(1)本文研究的新創(chuàng)企業(yè)介于創(chuàng)業(yè)籌備到企業(yè)成熟前這段時間，企業(yè)活動主要表現為創(chuàng)業(yè)者的活動，企業(yè)作為人力資本與非人力資本特別合約的特征更為明顯。(2)新創(chuàng)企業(yè)的組織能力尚在培育之中，組織慣例尚未建立，還未能完全采用現代企業(yè)公司治理結構。(3)被試者的教育背景在很大程度上保證了本問卷調查的真實性和可靠性。(4)被試者與筆者的私人關系在很大程度上保證了本調查問卷的填寫質量。問卷調查主要是采用在線填寫并回收的方式，這樣可確保被試者一次性且完整地完成問卷填寫。此次共發(fā)放調查問卷300份，回收160份，回收率53.3%，剔除4份個人創(chuàng)業(yè)或非新創(chuàng)企業(yè)問卷，最后有效問卷156份。

四、數據分析與結果

(一)描述統(tǒng)計與相關分析

本文用SPSS18.0軟件對樣本數據進行描述性統(tǒng)計和相關系數計算，如表1所示。從樣本均值可以看出，樣本企業(yè)的年齡均值在3.5左右，標準差為3.75，說明樣本企業(yè)創(chuàng)辦的時間都不是很長，符合新創(chuàng)企業(yè)的標準。企業(yè)資產規(guī)模均值為680萬元，意味著新創(chuàng)企業(yè)的資產規(guī)模還是比較小的。合伙人數量為2.44，標準差為1.332，表明新創(chuàng)企業(yè)的合伙人數量主要在3個左右。所處行業(yè)的競爭程度基本屬于比較激烈的層次，說明這些新創(chuàng)企業(yè)主要在非壟斷行業(yè)進行創(chuàng)業(yè)。從發(fā)展階段的均值可以看出，樣本中的企業(yè)基本都還處于創(chuàng)業(yè)發(fā)展的第二階段(即存活期)。

我們以156份問卷數據為基礎，對有關變量進行信度和效度分析。通過使用LISREL17.0，我們對三個自變量(股權配置、收益權配置、自主權配置)和一個因變量(企業(yè)績效)的測項進行了檢驗，結果表明上述變量的測項因子負載都在0.6以上，且Cronbach’α在0.7以上，說明有關測項既能被所屬變量解釋，同時也具有較高的一致性。這和初測的結果是一致的。此外，我們使用驗證性因子分析(CFA)來檢驗模型與數據之間的擬合程度以檢查效度。經CFA檢驗，上述變量均具有較好的概念效度：股權配置的CFI=0.95，GFI=0.98,RMSEA=0.05；收益權配置的CFI=0.93，GFI=0.95,RMSEA=0.03；自主權配置的CFI=0.97，GFI=0.99,RMSEA=0.02；企業(yè)績效的CFI=0.90，GFI=0.92,RMSEA=0.06。

變量間相關系數顯示，企業(yè)年齡、資產規(guī)模以及發(fā)展階段這三個變量之間具有顯著的正相關性，說明這三者之間具有一定的共線性。這是容易理解的，因為企業(yè)年齡越長，其資產規(guī)模也會越大；企業(yè)發(fā)展階段越高，其資產規(guī)模也可能越大。三個變量都表示企業(yè)在不斷成長。股權配置與企業(yè)績效的相關系數為0.328，且在p < 0.01范圍內顯著，說明股權配置對于企業(yè)績效具有顯著的正向影響，假設1得到了初步驗證；收益權配置與企業(yè)績效的相關系數為0.277，且在p < 0.01范圍內顯著，說明股權配置對于企業(yè)績效具有顯著的正向影響，假設2得到了初步驗證；自主權配置與企業(yè)績效的相關系數為0.162，但并不顯著，說明假設3只是得到了部分驗證。股權配置與收益權配置的相關系數為0.290(p < 0.01)，收益權配置與自主權配置的相關系數為0.218(p < 0.05)，說明股權配置、收益權配置與自主權配置之間具有一定的共線性，因此不能在一個模型中予以檢驗，同時表明本文的有關假設還需要進一步予以驗證。

由于文中的企業(yè)績效、股權配置、收益權配置、自主權配置均由創(chuàng)業(yè)者自己來填寫，故而可能存在共同方差偏差問題。我們使用HARMAN單因子檢驗方法對此進行檢驗。檢驗結果顯示，上述4個變量模型與數據具有很好的擬合度。其中NFI=0.96，CFI=0.98，RMSEA=0.052，而且這些擬合效果要好于單因素模型。因此，文中使用的測量未出現明顯的共同方差偏差問題。

表1 描述性統(tǒng)計與相關矩陣

表2 回歸分析結果

(二)回歸分析與假設檢驗

表1的相關系數顯示，自變量之間可能存在一定的多重共線性，因此需要對其進行檢驗，看這種可能存在的多重共線性是否會影響回歸模型的參數估計。通過VIF(variance inflation factors)估計，我們發(fā)現自變量的方差膨脹因子 VIF 值均在 5 以下，表明回歸結果受多重共線性的影響較小，即自變量之間可能存在的多重共線性問題處于可容忍的范圍之內*參閱魏明海、柳建華：《國企分紅、治理因素與過度投資》，《管理世界》2007年第4期。。

因此，我們分別將解釋變量引入到方程中，并采取OLS的方法來計算回歸系數。如表2。模型1將控制變量“企業(yè)年齡、企業(yè)規(guī)模、合伙人數量、合伙人經驗、競爭程度以及發(fā)展階段”引入到方程之中。計算結果表明，企業(yè)年齡、企業(yè)規(guī)模、合伙人經驗、競爭程度以及發(fā)展階段對新創(chuàng)企業(yè)績效并沒有顯著的影響，而合伙人數量則對新創(chuàng)企業(yè)績效產生顯著(p < 0.01)的負面影響(回歸系數=-0.311，t=-3.230)。模型1的調整平方和(Adjusted R2)為7.5%，說明上述6個控制變量只解釋了新創(chuàng)企業(yè)績效的很小部分的變異。這一方面源自于本文使用的是橫截面數據；另一方面也充分說明上述控制變量對新創(chuàng)企業(yè)績效的影響確實比較弱。F統(tǒng)計量為2.422，說明模型1在p<0.05上是顯著的。

模型2 在模型1的基礎上增加了“股權配置”解釋變量。從模型2可以看出，控制變量對新創(chuàng)績效的影響依然與模型1類似而沒有發(fā)生顯著變化；股權配置對新創(chuàng)企業(yè)績效產生顯著(p < 0.01)的正面影響(回歸系數=0.401，t=4.433)。模型2的調整平方和(Adjusted R2)為22.2%，比模型1增加了14.6個百分點。這說明解釋變量“股權配置”的引入大大增加了模型對于新創(chuàng)企業(yè)績效變異的解釋程度，說明“股權配置”是影響新創(chuàng)企業(yè)績效的重要因素，進而證明了假設1。模型2的F統(tǒng)計量為5.274，說明該模型在p<0.001上是顯著的。

模型3比模型2增加了“收益權配置”解釋變量。從模型3中可以看出，控制變量對新創(chuàng)績效的影響依然與模型1類似而沒有發(fā)生顯著變化；股權配置對新創(chuàng)企業(yè)績效產生顯著(p < 0.01)的正面影響(回歸系數=0.351，t=3.782)。模型3中股權配置對新創(chuàng)企業(yè)績效的回歸系數略小于模型2，這主要是由于引入“收益權配置”變量而引起的。收益權配置對新創(chuàng)企業(yè)績效產生顯著(p < 0.1)的正面影響(回歸系數=0.174，t=1.924)。假設2由此得到驗證。模型3的調整平方和(Adjusted R2)為24.3%，比模型2增加了2.6個百分點，但小于模型2比模型1的增加幅度，這說明解釋變量“收益權配置”的引入雖然增加了模型對于新創(chuàng)企業(yè)績效變異的解釋程度，但其增加幅度比較有限。模型3的F統(tǒng)計量為5.205，說明該模型在p<0.001上是顯著的。

模型4比模型3增加了“自主權配置”解釋變量。從模型4可以看出，控制變量對新創(chuàng)企業(yè)績效的影響依然與模型1類似而沒有發(fā)生顯著變化；股權配置對新創(chuàng)企業(yè)績效產生顯著(p<0.01)的正面影響(回歸系數=0.348，t=3.749)；收益權配置對新創(chuàng)企業(yè)績效產生顯著(p < 0.1)的正面影響(回歸系數=0.156，t=1.691)。模型4中股權配置和收益權配置對新創(chuàng)企業(yè)績效的回歸系數略小于模型3，這主要是由于引入“自主權配置”變量而引起的。從模型4可以看出，自主權配置對新創(chuàng)企業(yè)績效雖然具有正向影響但并不顯著(回歸系數=0.094，t=1.038)。因此，假設3沒有得到驗證。模型4的調整平方和(Adjusted R2)也為24.3%，與模型3一樣，這說明解釋變量“自主權配置”的引入并沒有增加該模型對于新創(chuàng)企業(yè)績效變異的解釋程度。這可能意味著“自主權配置”在新創(chuàng)企業(yè)成長中并不是一個非常重要的因素，其原因我們將隨后進行討論。此外，前文有關共線性檢驗顯示，“股權配置”、“收益權配置”、“自主權配置”三個變量之間的共線性對回歸結果影響較小，因此“自主權配置”對新創(chuàng)企業(yè)績效回歸系數受前兩個變量共線性影響是可以忽略的。模型4的F統(tǒng)計量為4.750，說明該模型在p<0.001上是顯著的。

(三)穩(wěn)健性檢驗

為確保結論的穩(wěn)健性，我們通過將企業(yè)利潤率和銷售增長率的實際數據作為主觀評價下的企業(yè)績效變量的替代指標。檢驗結果顯示，股權配置對企業(yè)利潤率和銷售利潤率的影響顯著為正(p < 0.01)；收益權配置對企業(yè)利潤率和銷售利潤率的影響也顯著為正(p <0.1)；自主權配置對企業(yè)利潤率和銷售利潤率的正向影響并不顯著。這些結論均與前述結論一致，說明文中的結論具有穩(wěn)健性。

五、討論與結論

業(yè)界一直奉行寧投“二流項目，一流團隊”，也不投“一流項目，二流團隊”的投資原則，這說明有效的創(chuàng)業(yè)團隊管理是成功創(chuàng)業(yè)的更關鍵因素。創(chuàng)業(yè)團隊治理是團隊創(chuàng)業(yè)研究的核心內容之一，但此前并沒有得到應有的重視。本文分析了創(chuàng)業(yè)團隊與高管團隊的差異，以及新創(chuàng)企業(yè)與成熟企業(yè)公司治理的不同?？紤]到創(chuàng)業(yè)團隊成員人力資本差異，從契約訂立視角明確了創(chuàng)業(yè)團隊“親兄弟”間股權、收益權和自主權配置三種契約治理的“明算賬”方式，并據此提出了創(chuàng)業(yè)團隊契約治理與新創(chuàng)企業(yè)績效關系的研究模型。創(chuàng)業(yè)團隊契約治理模式深刻地影響著新創(chuàng)企業(yè)績效和創(chuàng)業(yè)成長，但這些“明算賬”方式在促進新創(chuàng)企業(yè)績效的過程受到多種因素的制約。通過實證研究，本文大部分理論假設得到了驗證，部分變量關系尚待進一步探討。

按已有研究，企業(yè)年齡、企業(yè)規(guī)模、發(fā)展階段及產業(yè)競爭程度等都是影響企業(yè)績效的重要變量，但本研究模型1中變量的影響并不顯著，應該是受取樣對象的影響，如EDP、EMBA學員及其圈內創(chuàng)業(yè)朋友的企業(yè)，基本為競爭性領域的6年以下小微新創(chuàng)企業(yè)。不過，對于本文側重研究的創(chuàng)業(yè)團隊問題，調查結果表明，合伙人規(guī)模與新創(chuàng)企業(yè)績效呈負相關關系，這與現實情況在一定程度上是一致的。團隊規(guī)模越大，溝通協(xié)調成本越高，越難進行整合，團隊治理問題越發(fā)突出。但我們同時認為，創(chuàng)業(yè)團隊規(guī)模與新創(chuàng)企業(yè)績效的關系可能不是簡單的單調負向關系，而可能是倒U型關系，這可以在以后進一步進行驗證。

模型2檢驗顯示，股權配置可顯著性地提高新創(chuàng)企業(yè)績效，這與此前有關股權結構與企業(yè)績效關系的研究不同。股權配置考慮到創(chuàng)業(yè)中各成員人力資本貢獻差異，是一個基于人力資本差異的動態(tài)的股權結構調整過程；而股權結構是以先前財務資本投入為主要依據，是一個相對靜態(tài)的股權構成狀態(tài)。本文發(fā)現可以較好地解釋為什么一股獨大和股權制衡都不能穩(wěn)定地預測企業(yè)績效(徐莉萍等, 2006; 朱紅軍和汪輝, 2004)，因為在一股一票和多數議決原則下，大股東人力資本不見得比小股東多，其決策也就不一定比小股東更高明。也就是說，“明算賬”不只是考慮初始股權劃分，還應該考慮創(chuàng)業(yè)成長過程中的人力資本貢獻差異。這和新東方教育集團創(chuàng)始股東、真格天使基金創(chuàng)始人徐小平的觀點不謀而合，他認為即使創(chuàng)始者也應有股份獎勵，要確保激勵*見2013年4月2日01:39徐小平新浪微博http://weibo.com/xuxiaoping?；谌肆Y本激勵的創(chuàng)業(yè)團隊股權配置能在創(chuàng)業(yè)不同階段及不同崗位上充分發(fā)揮團隊成員的各自優(yōu)勢，這樣才可以真正形成合力，得以提高新創(chuàng)企業(yè)績效。

收益權是“明算賬”的另一個重要內容。不過模型3顯示，盡管收益權配置對新創(chuàng)企業(yè)績效產生顯著正面影響，但與股權設置相比，該變量的引入只能有限地增加模型對于新創(chuàng)企業(yè)績效變異的解釋程度。這與實踐是相吻合的。作為股東，紅利所得主要依據股權多寡；作為管理者，創(chuàng)業(yè)團隊還將獲得薪酬和其福利津貼。對于創(chuàng)業(yè)者而言，股權激勵是最主要的，在股權配置相對合理的情況下，薪酬和福利津貼只是起到適度補償與平衡的作用。

自主權雖然也是創(chuàng)業(yè)團隊“明算賬”的重要內容之一，但在模型4檢驗中，自主權配置對新創(chuàng)企業(yè)績效具有正向影響但并不顯著。從人力資本角度看，這似乎說明讓創(chuàng)業(yè)團隊成員充分決策和授權無助于提高新創(chuàng)企業(yè)績效；換言之，適度的集權可能更有利于提高新創(chuàng)企業(yè)績效。這個發(fā)現，可以在創(chuàng)業(yè)實踐中至少找到兩個方面的佐證。一方面是新創(chuàng)企業(yè)資源稟賦匱乏，權力分散可能會導致資源浪費，一定的集權可以使新創(chuàng)企業(yè)決策更高效和靈活；另一方面，成員無充分決策權和授權并不意味著不正式或非正式地進行充分的意見交換，只是在最終確定方案時由主創(chuàng)業(yè)者(leader-entrepreneur)決策而已。這可能和創(chuàng)業(yè)實踐及主創(chuàng)業(yè)者的領導風格有一定的關系。靈活決策、創(chuàng)造力、獨創(chuàng)性和遠見等，在本質上都是不可模仿的資源資產(Alvarez & Barney, 2000)，并不是每個團隊成員都擁有。主創(chuàng)業(yè)者敏銳地發(fā)現商機，為團隊確定并傳播總體經營思路或愿景，非主創(chuàng)業(yè)者(sub-entrepreneur)則在實施中充分發(fā)揮其先前知識與專業(yè)技能(Harper, 2008)。在制度環(huán)境、市場和技術等都充滿不確定性的中國轉型經濟中，主創(chuàng)業(yè)者的主導風格能更高效地應對這種創(chuàng)業(yè)“試錯”(error-trial)過程。據2009年《哈佛商業(yè)評論》(中文版)編輯部調查(哈佛商業(yè)評論, 2002)，中國民企魅力型領導占52.9%，控制型20.0%，追隨性型13.3%，懷疑型10.0%，思考型僅占3.8%，說明絕大多數創(chuàng)業(yè)者雖然都樂意權衡各方信息，但卻喜歡自己最終拿主意。這不僅僅因為民企大多是家族企業(yè)，權威導向、商機意識、指揮與影響他人的家族企業(yè)主更傾向于自己拿主意(仲理峰和時勘, 2004)；還因為為了培養(yǎng)協(xié)助創(chuàng)業(yè)者并保證其與自己的認知相一致，領頭創(chuàng)業(yè)者必須充分發(fā)揮自己的認知領導力(Harper, 2008)。

本文借鑒公司治理理論和企業(yè)聯盟治理理論(Poppo et al., 2002; Zaheer et al., 1995)，結合企業(yè)調研與公司法解讀，在拓展波拉特(Blatt)有關創(chuàng)業(yè)團隊契約訂立研究的基礎上，提出了創(chuàng)業(yè)團隊契約治理問題，構建了創(chuàng)業(yè)團隊契約治理與新創(chuàng)企業(yè)績效關系的理論框架，開發(fā)了創(chuàng)業(yè)團隊契約治理概念的股權配置、收益權配置和自主權配置三個維度的測量工具，并通過實證研究探討了創(chuàng)業(yè)團隊契約治理影響新創(chuàng)企業(yè)績效的作用機理。這些探討拓展了創(chuàng)業(yè)團隊研究，并填補了目前學術界在創(chuàng)業(yè)團隊治理研究方面的空缺。本文研究發(fā)現具有三個方面的啟示：(1)清晰的股權配置是創(chuàng)業(yè)成功的基礎，但股權配置應該是動態(tài)的，不僅要依據初始財務資源與人力資源，還要在創(chuàng)業(yè)成長中根據創(chuàng)業(yè)團隊成員的不同貢獻作出相應的調整。(2)合適的收益權配置能平衡創(chuàng)業(yè)團隊成員長期和短期的人力資本貢獻差異。在一定時間內，股權結構會保持相對穩(wěn)定，此時收益權配置是團隊合作和成功創(chuàng)業(yè)的重要激勵手段。(3)在當前中國轉型經濟情景下，尤其是主創(chuàng)業(yè)者具有魅力型或控制型領導風格時，自主權配置可能不是成功創(chuàng)業(yè)需要重點計較的關鍵內容。當然，這并不是說自主權不起作用或不重要，在主創(chuàng)業(yè)者是思考型或民主式領導風格時，自主權配置很可能就對新創(chuàng)企業(yè)績效產生顯著的正向影響。在在未來研究中，這個問題值得進一步深究。

實踐上，本文的理論探討和實證發(fā)現對創(chuàng)業(yè)團隊簽署與完善其合作契約有直接的參考作用。首先，股權界定是創(chuàng)業(yè)團隊合作的基礎，創(chuàng)業(yè)團隊組建之時應該根據各自既有財務資源和人力資源界定初始股權、收益權和自主權；同時還要考慮到各團隊成員人力資本差異及其對新創(chuàng)企業(yè)成長的影響而約定在創(chuàng)業(yè)成長中動態(tài)地進行股權調整。有兩種可供選擇的股權調整方案：一是預留部分初始股權*如徐小平等建議預留10%—20%，作為吸引新人或激勵現有創(chuàng)業(yè)團隊成員用，見2013年4月2日01:39的徐小平新浪微博http://weibo.com/xuxiaoping，創(chuàng)業(yè)團隊成員可約定一定時間或到一定階段進行人力資本貢獻評估，然后提取部分預留股份進行激勵；二是如果初始股權全部分配完，人力資本貢獻評估后則作相應的增減調整。其二，在小股東對新創(chuàng)企業(yè)成長發(fā)揮越來大貢獻的情況下，根據先前股權劃分的紅利分配方案會逐漸暴露出不足。此時，薪酬、補貼和福利等形式的收益就成為彌補和激勵人力資本貢獻者的重要手段。在現有公司法允許股權和收益權相對分離的情況下，在一定發(fā)展階段，可考慮降低紅利而擴大薪酬福利的分配比例，以達到人力資本激勵目的。其三，自主權配置受多種權變因素的影響，創(chuàng)業(yè)團隊在“明算賬”時不僅要考慮股權劃分與控股問題，還要考慮成員既有關系及主創(chuàng)業(yè)者的領導風格等。按業(yè)界經驗，老大，即主創(chuàng)業(yè)者，在享有較高的品德威望，具有較強的創(chuàng)業(yè)與管理能力，且傾向強勢的領導風格情況下，可以擁有控股地位和最終決策權，即所謂的拍板權；其他團隊成員則盡力發(fā)揮好諫言與支持作用即可。否則，其他團隊成員則應該分享更多的自主權。

本文針對創(chuàng)業(yè)團隊成員間的人力資本差異，討論了創(chuàng)業(yè)團隊互動中的“明算賬”問題，從創(chuàng)業(yè)團隊契約訂立角度提出了創(chuàng)業(yè)團隊契約治理與新創(chuàng)企業(yè)績效關系模型。理論推演認為，基于創(chuàng)業(yè)團隊人力資本激勵的股權、收益權和自主權配置有助于提高新創(chuàng)企業(yè)績效。實證研究發(fā)現股權和收益權配置確實有助于提高新創(chuàng)企業(yè)績效，但自主權配置卻不顯著。本研究結合創(chuàng)業(yè)實踐和中國情景，進一步討論了相關控制變量與創(chuàng)業(yè)團隊契約治理三維度的作用影響，闡述了本研究的理論貢獻及實踐應用價值。不過，本文樣本創(chuàng)業(yè)者學歷偏高，企業(yè)規(guī)模偏小，大多處于競爭性行業(yè)的初創(chuàng)早期。在未來研究中，可擴大創(chuàng)業(yè)者與新創(chuàng)企業(yè)范圍，使得新創(chuàng)企業(yè)樣本更具代表性。再者，創(chuàng)業(yè)團隊契約治理對新創(chuàng)企業(yè)績效有一定的影響，但尚不清楚其具體的作用機制，拓展研究中可進一步打開這個黑匣子(black-box)。

[參 考 文 獻]

Alvarez, S. A., & Barney, J. B. 2000. Entrepreneurial capabilities: A resource-based view. In G. D. Meyer, & K. A. Heppard (Eds.), Entrepreneurship as Strategy: Competing on the entrepreneurial edge. Thousand Oaks: Sage Publications.

Amason, A. C., Shrader, R. C., & Tompson, G. H. 2006. Newness and novelty: Relating top management team composition to new venture performance. Journal of Business Venturing, 21，(1): 125—148.

Bantel, K. A. 1998. Technology-based, “adolescent” firm configurations: strategy identification, context, and performance. Journal of Business Venturing, 13，(3): 205—230.

Barney, J. B., & Ouchi, W. G. 1986. Organizational Economics. San Francisco: Jossey-Bass.

Bhide, A. 1999. The Origin and Evolution of New Businesses. New York: The Oxford University Press.

Blatt, R. 2009. Tough love: how communal schemas and contracting practices build relational capital in entrepreneurial teams. Academy of Management Review, 34，(3): 533—551.

Carpenter, M. A., & Sanders, W. G. 2002. Top management team compensation: the missing link between CEO pay and firm performance? Strategic Management Journal, 23，(4): 367—375.

Cooney, T. M. 2005. What is an Entrepreneurial Team? International Small Business Journal, 23，(3): 226—235.

Cooper, A. C., & Daily, C. M. 1997. Entrepreneurial teams. In D. L. S. R. Smilor (Ed.), Entrepreneurship 2000: 127—150. Chicago, IL: Dearborn Publishing.

Daily, C. M., McDougall, P. P., Covin, J. G., & Dalton, D. R. 2002. Governance and Strategic Leadership in Entrepreneurial Firms. Journal of Management, 28，(3): 387—412.

Demsetz, H. 1983. The Structure of Ownership and the Theory of the Firm, Vol. 26: 375—390.

Demsetz, H., & Lehn, K. 1985. The Structure of Corporate Ownership: Causes and Consequences. Journal of Political Economy, 93，(6): 1155—1177.

Dess, G. G., & Robinson, R. B. 1984. Measuring organizational performance in the absence of objective measures: The case of the privately-held firm and conglomerate business unit. Strategic Management Journal, 5，(3): 265—273.

Dill W R. Environment as an influence on managerial autonomy. Administrative Science Quarterly, 1958,2,(4): 409—443.

Gelter, M. 2009. The Dark Side of Shareholder Influence: Managerial Autonomy and Stakeholder Orientation in Comparative Corporate Governance. Harvard International Law Journal, 50,(1): 129—194.

Hambrick, D. 2007. Upper Echelons Theory: An Update. The Academy of Management Review ARCHIVE, 32，(2): 334—343.

Harper, D. A. 2008. Towards a theory of entrepreneurial teams. Journal of Business Venturing, 23，(6): 613—626.

Jensen, M. C., & Meckling, W. H. 1976. Theory of the firm: Managerial behavior, agency costs and ownership structure. Journal of Financial Economics, 3，(4): 305—360.

Kamm, J. B., Shuman, J. C., Seeger, J. A., & Nurick, A. J. 1990. Entrepreneurial Teams in New Venture Creation: A Research Agenda. Entrepreneurship: Theory & Practice, 14，(4): 7—17.

Macneil, I. 1978. Contracts: adjustment of long-term economic relations under classical, neoclassical and relational contract law. Northwestern University Law Review, 72: 854—905.

Penrose, E. 1959. The Theory of the Growth of the Firm. New York: Oxford University Press In.

Poppo, L., & Zenger, T. 2002. Do Formal Contracts and Relational Governance Function as Substitutes or Complements? Strategic Management Journal, 23，(8): 707.

Sandberg, W. R., & Hofer, C. W. 1987. Improving new venture performance: The role of strategy, industry structure, and the entrepreneur. Journal of Business Venturing, 2，(1): 5—28.

Schjoedt, L., & Kraus, S. 2009. Entrepreneurial teams: definition and performance factors. Management Research Review, 32，(6): 513—524.

Teece, D. J. 1986. Profiting from technological innovation: Implications for integration, collaboration, licensing and public policy. Research Policy, 15，(6): 285—305.

Ucbasaran, D., Lockett, A., Wright, M., & Westhead, P. 2003. Entrepreneurial Founder Teams: Factors Associated with Member Entry and Exit. Entrepreneurship Theory and Practice, 28，(2): 107—128.

Vlaar, P. W. L., Van den Bosch, F. A. J., & Volberda, H. W. 2006. Coping with Problems of Understanding in Interorganizational Relationships: Using Formalization as a Means to Make Sense, Vol. 27: 1617—1638.

Zaheer, A., & Venkatraman, N. 1995. Relational Governance as an Interorganizational Strategy: An Empirical Test of the Role of Trust in Economic Exchange. Strategic Management Journal, 16，(5): 373—392.

Zahra, S. A., Neubaum, D. O., & El-Hagrassey, G. M. 2002. Competitive Analysis and New Venture Performance: Understanding the Impact of Strategic Uncertainty and Venture Origin. Entrepreneurship Theory and Practice, 27，(1): 1—28.

陳忠衛(wèi), 雷紅生.創(chuàng)業(yè)團隊內沖突、企業(yè)家精神與公司績效關系. 經濟管理， 2008,(15).

哈佛商業(yè)評論編輯部.中國企業(yè)領導決策類型調查. 哈佛商業(yè)評論(中文版).2002,(9).

徐莉萍, 辛宇, 陳工孟. 股權集中度和股權制衡及其對公司經營績效的影響. 經濟研究，2006,(1).

仲理峰,時勘.家族企業(yè)高層管理者勝任特征模型. 心理學報，2004,(1).

朱紅軍,汪輝. 股權制衡可以改善公司治理嗎?——宏智科技股份有限公司控制權之爭的案例研究. 管理世界， 2004,(10).

朱仁宏, 曾楚宏,代吉林.創(chuàng)業(yè)團隊研究述評與展望. 外國經濟與管理,2012, (11).

朱仁宏, 代吉林, 曾楚宏.創(chuàng)業(yè)團隊演化與治理：基于人力資本理論的解釋. 學術研究,2013, (10).