李小青　胡朝霞

(燕山大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院)

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科技創(chuàng)業(yè)企業(yè)董事會(huì)認(rèn)知特征對(duì)技術(shù)創(chuàng)新動(dòng)態(tài)能力的影響研究

李小青胡朝霞

(燕山大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院)

摘要：技術(shù)創(chuàng)新能力是我國(guó)實(shí)施創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)發(fā)展戰(zhàn)略的重要?jiǎng)恿?。董事?huì)作為企業(yè)戰(zhàn)略決策的制定者，對(duì)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新能力具有重要影響。以2010～2013年為研究區(qū)間，以我國(guó)153家創(chuàng)業(yè)板上市公司為研究對(duì)象，基于CEO控制權(quán)調(diào)節(jié)作用的視角，探討董事會(huì)認(rèn)知特征對(duì)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新動(dòng)態(tài)能力的影響。研究顯示，董事會(huì)成員“輸出職能”背景、教育水平與技術(shù)創(chuàng)新動(dòng)態(tài)能力顯著正相關(guān)，董事會(huì)成員行業(yè)外背景與技術(shù)創(chuàng)新動(dòng)態(tài)能力顯著負(fù)相關(guān)，CEO控制權(quán)負(fù)向調(diào)節(jié)了董事會(huì)成員職能背景、教育水平與技術(shù)創(chuàng)新動(dòng)態(tài)能力之間的關(guān)系。

關(guān)鍵詞：董事會(huì)認(rèn)知特征； 技術(shù)創(chuàng)新動(dòng)態(tài)能力； CEO控制權(quán)

科技創(chuàng)業(yè)企業(yè)作為推進(jìn)科技創(chuàng)新的重要有生力量，提高技術(shù)創(chuàng)新能力、培育持續(xù)創(chuàng)新機(jī)制，是其得以在復(fù)雜、激烈的競(jìng)爭(zhēng)中生存并實(shí)現(xiàn)穩(wěn)定增長(zhǎng)的重要條件。然而，科技創(chuàng)業(yè)企業(yè)具有規(guī)模小、資源缺乏的天然劣勢(shì)。董事會(huì)作為公司與外部環(huán)境之間的橋梁和紐帶，能夠優(yōu)先從外部環(huán)境中獲取關(guān)鍵信息和有價(jià)值的資源[1]，成為影響技術(shù)創(chuàng)新能力的關(guān)鍵因素。

在公司的日常經(jīng)營(yíng)管理決策和價(jià)值創(chuàng)造過(guò)程中，高管層(尤其是CEO)在組織權(quán)力層級(jí)中處于核心地位，無(wú)疑會(huì)對(duì)董事會(huì)的戰(zhàn)略決策過(guò)程產(chǎn)生作用。由此，董事會(huì)-CEO關(guān)系對(duì)企業(yè)戰(zhàn)略決策的影響日益為學(xué)術(shù)界所關(guān)注。如HAYNES等[2]研究表明，董事會(huì)資本寬度會(huì)帶來(lái)更多的戰(zhàn)略變革，但較大的CEO權(quán)力會(huì)弱化二者之間的正相關(guān)關(guān)系。與此相類(lèi)似，周建等[3]研究發(fā)現(xiàn)，CEO權(quán)力負(fù)向調(diào)節(jié)了董事會(huì)人力資本深度與研發(fā)投入之間的關(guān)系。吳衛(wèi)華等[4]考察了CEO權(quán)力和董事會(huì)治理對(duì)公司冒險(xiǎn)傾向的影響，認(rèn)為CEO權(quán)力過(guò)大的公司冒險(xiǎn)傾向較低，董事會(huì)持股對(duì)二者之間的關(guān)系起到負(fù)向調(diào)節(jié)作用。CHEN[5]認(rèn)為，董事會(huì)社會(huì)資本與CEO特征對(duì)企業(yè)R&D投資具有交互效應(yīng)，并基于臺(tái)灣電子行業(yè)上市公司的數(shù)據(jù)進(jìn)行了實(shí)證檢驗(yàn)。SUNDARAMURTHY等[6]以CEO資本作為調(diào)節(jié)變量，研究發(fā)現(xiàn)當(dāng)董事會(huì)與CEO具有相同的行業(yè)經(jīng)驗(yàn)與教育背景時(shí)，有助于促進(jìn)二者之間的知識(shí)交換和吸收，能增強(qiáng)董事會(huì)監(jiān)督和戰(zhàn)略參與職能的發(fā)揮。

通過(guò)文獻(xiàn)梳理可知，雖然關(guān)于董事會(huì)-CEO戰(zhàn)略決策權(quán)配置的研究已取得了一定的進(jìn)展，但仍存在以下有待完善之處：①已有研究大都以成熟期的大企業(yè)為觀察對(duì)象，以新創(chuàng)企業(yè)為樣本的研究比較缺乏；②已有文獻(xiàn)主要基于靜態(tài)視角考察董事會(huì)-CEO關(guān)系對(duì)創(chuàng)新投入的影響[3，5]對(duì)創(chuàng)新產(chǎn)出和創(chuàng)新轉(zhuǎn)化的影響目前仍是研究領(lǐng)域的“黑箱”。鑒于此，本研究以我國(guó)科技創(chuàng)業(yè)企業(yè)為研究對(duì)象，基于動(dòng)態(tài)過(guò)程深入考察董事會(huì)認(rèn)知特征對(duì)技術(shù)創(chuàng)新動(dòng)態(tài)能力的影響，并對(duì)CEO控制權(quán)對(duì)二者關(guān)系的調(diào)節(jié)作用進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。

1理論分析與研究假設(shè)

1.1本研究的邏輯框架

根據(jù)高階梯隊(duì)理論的基本思想，認(rèn)知是個(gè)體完成行為活動(dòng)最重要的心理?xiàng)l件。個(gè)體認(rèn)知特征是其習(xí)慣化的信息加工方式，又稱(chēng)認(rèn)知方式或認(rèn)知風(fēng)格，是個(gè)體在長(zhǎng)期的社會(huì)實(shí)踐中形成的、較為穩(wěn)定的心理傾向。HAMBRICK等[7]認(rèn)為，組織活動(dòng)的結(jié)果(包括戰(zhàn)略選擇和有效性)是組織中強(qiáng)勢(shì)成員價(jià)值觀和認(rèn)知基礎(chǔ)的反映。董事會(huì)作為公司治理機(jī)制的核心和戰(zhàn)略決策的能力來(lái)源，在決定公司資源配置方面扮演著重要角色。在履行對(duì)管理層的監(jiān)督、戰(zhàn)略咨詢和服務(wù)職能過(guò)程中，董事會(huì)成員的認(rèn)知特征和思維模式無(wú)疑對(duì)企業(yè)的創(chuàng)新性決策具有重要影響，并最終對(duì)技術(shù)創(chuàng)新動(dòng)態(tài)能力的形成產(chǎn)生作用，但是，由于董事會(huì)成員的認(rèn)知特征屬于心理學(xué)范疇，具有不可觀測(cè)性，難以準(zhǔn)確計(jì)量。由此，本研究借鑒以往學(xué)者的研究[8～10]，選用董事會(huì)成員職能背景、行業(yè)背景和教育水平3個(gè)人口統(tǒng)計(jì)學(xué)變量，作為董事會(huì)認(rèn)知特征的代理變量，研究科技創(chuàng)業(yè)企業(yè)董事會(huì)認(rèn)知特征對(duì)技術(shù)創(chuàng)新動(dòng)態(tài)能力的影響。

董事會(huì)認(rèn)知特征對(duì)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新動(dòng)態(tài)能力的影響不是獨(dú)立存在的，而要受到某些情境因素的調(diào)節(jié)。根據(jù)管理霸權(quán)理論，在CEO具有較大控制權(quán)的情況下，CEO會(huì)通過(guò)提名董事會(huì)成員操縱董事會(huì)運(yùn)行，董事會(huì)成為管理層的附庸；此時(shí)，企業(yè)戰(zhàn)略決策的出發(fā)點(diǎn)是管理層利益最大化而非企業(yè)價(jià)值最大化?？紤]到技術(shù)創(chuàng)新活動(dòng)蘊(yùn)含的不確定性和高風(fēng)險(xiǎn)性，對(duì)于科技創(chuàng)業(yè)企業(yè)而言，在資源缺乏的情況下，CEO出于對(duì)職業(yè)安全的考慮，可能會(huì)更加關(guān)注短期財(cái)富和個(gè)人利益的最大化，大大降低對(duì)技術(shù)創(chuàng)新活動(dòng)的熱情；在CEO強(qiáng)權(quán)的情況下，甚至?xí)闷湔莆盏目刂茩?quán)對(duì)董事會(huì)做出的支持創(chuàng)新能力提升的決策進(jìn)行干預(yù)。鑒于此，本研究認(rèn)為，CEO控制權(quán)對(duì)董事會(huì)認(rèn)知特征與技術(shù)創(chuàng)新動(dòng)態(tài)能力之間的關(guān)系具有調(diào)節(jié)作用。

綜上所述，本研究的邏輯框架見(jiàn)圖1。

圖1　本研究的邏輯框架

1.2理論分析與研究假設(shè)

1.2.1董事會(huì)成員認(rèn)知特征與技術(shù)創(chuàng)新動(dòng)態(tài)能力

(1)董事會(huì)成員職能背景與技術(shù)創(chuàng)新動(dòng)態(tài)能力職能背景是指團(tuán)隊(duì)成員進(jìn)入企業(yè)之前所擔(dān)任組織職能的類(lèi)別，反映了團(tuán)隊(duì)掌握的專(zhuān)業(yè)知識(shí)的范圍。職能背景會(huì)影響董事如何看待和把握問(wèn)題以及慣用的解決問(wèn)題的方式，不同職能背景的董事對(duì)技術(shù)創(chuàng)新活動(dòng)所持的態(tài)度亦不相同。

HAMBRICK等[7]將高管成員的職能背景分為輸出、轉(zhuǎn)換和支持3種類(lèi)型，其中營(yíng)銷(xiāo)、銷(xiāo)售和研發(fā)屬于輸出職能，生產(chǎn)、運(yùn)營(yíng)和財(cái)務(wù)屬于轉(zhuǎn)換職能。在此基礎(chǔ)上，PORTER[11]發(fā)現(xiàn)，具有輸出職能背景的決策者更重視企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新活動(dòng)，傾向于增加產(chǎn)品和技術(shù)創(chuàng)新投入。TUGGLE等[8]的研究也支持了上述觀點(diǎn)，作者發(fā)現(xiàn)針對(duì)企業(yè)面臨的創(chuàng)業(yè)決策問(wèn)題，具有輸出職能背景的董事往往更多地參與到建設(shè)性辯論過(guò)程中，更易于接受創(chuàng)新性思維。BUYL等[9]、周建等[10]、余恕蓮等[12]的研究亦表明，具有營(yíng)銷(xiāo)、研發(fā)等技術(shù)背景的董事更加愿意承擔(dān)技術(shù)創(chuàng)新的風(fēng)險(xiǎn)，偏好于增加企業(yè)研發(fā)投入力度；而具有轉(zhuǎn)換職能背景的董事傾向于從財(cái)務(wù)視角對(duì)投資決策進(jìn)行評(píng)估，往往會(huì)夸大技術(shù)創(chuàng)新活動(dòng)的風(fēng)險(xiǎn)， 更有可能制訂保守的研發(fā)投資決策， 降低了企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新投入能力。

本研究認(rèn)為，不同職能背景的董事知識(shí)結(jié)構(gòu)、認(rèn)知模式和思維方式不盡相同。當(dāng)董事會(huì)成員具有“輸出職能”背景時(shí)，能夠?qū)夹g(shù)創(chuàng)新活動(dòng)表現(xiàn)出更為開(kāi)放和包容的態(tài)度；由于長(zhǎng)期從事“產(chǎn)品-市場(chǎng)”領(lǐng)域的分析，為了滿足客戶和市場(chǎng)的需求，董事更有可能從企業(yè)長(zhǎng)遠(yuǎn)利益出發(fā)，增加企業(yè)的創(chuàng)新投入。同時(shí)，董事的研發(fā)、 營(yíng)銷(xiāo)背景使得他們對(duì)產(chǎn)品創(chuàng)新和市場(chǎng)創(chuàng)新更加敏感；長(zhǎng)期直接面對(duì)客戶需求和市場(chǎng)的經(jīng)歷，使得他們對(duì)公司的優(yōu)勢(shì)、劣勢(shì)、機(jī)會(huì)、威脅形成獨(dú)特的理解，有利于促進(jìn)公司技術(shù)創(chuàng)新動(dòng)態(tài)能力的提升?；诖?，提出如下假設(shè)：

假設(shè)1董事會(huì)成員“輸出職能”背景與企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新動(dòng)態(tài)能力正相關(guān)。

(2)董事會(huì)成員行業(yè)背景與技術(shù)創(chuàng)新動(dòng)態(tài)能力 嵌入性理論認(rèn)為，經(jīng)濟(jì)活動(dòng)主體在進(jìn)行行為選擇時(shí)，會(huì)受到周邊環(huán)境和原有思維方式的引導(dǎo)或限制。企業(yè)長(zhǎng)期以來(lái)形成的群體認(rèn)知對(duì)企業(yè)的戰(zhàn)略選擇、執(zhí)行和日常運(yùn)營(yíng)具有重要影響。認(rèn)知嵌入性的觀點(diǎn)從理論上解釋了經(jīng)驗(yàn)形成的固有思維和群體思維對(duì)個(gè)體決策的影響。根據(jù)嵌入性理論的基本思想，董事會(huì)成員長(zhǎng)期所處的行業(yè)環(huán)境會(huì)影響其認(rèn)知以及看待和解決問(wèn)題的方式[8,13]。公司董事在被其所屬行業(yè)社會(huì)化的過(guò)程中，形成了關(guān)于機(jī)會(huì)和威脅的特有識(shí)別模式，也決定了他們對(duì)技術(shù)創(chuàng)新活動(dòng)的態(tài)度。

TUGGLE等[8]把董事會(huì)成員的行業(yè)背景分為行業(yè)外、行業(yè)內(nèi)公司外和公司內(nèi)3種類(lèi)型。來(lái)自公司內(nèi)部的董事更熟悉企業(yè)的運(yùn)作過(guò)程，具有較為穩(wěn)定的行為與思維模式，因此更偏好于執(zhí)行企業(yè)當(dāng)前的戰(zhàn)略；但由于其視野不夠廣闊，能為公司帶來(lái)的新鮮視角較少，在一定程度上不利于企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新。處于同一行業(yè)內(nèi)的公司都有相似的成功秘笈與競(jìng)爭(zhēng)方式，因此具有相同行業(yè)背景的董事對(duì)創(chuàng)新戰(zhàn)略的態(tài)度相差不大。楊俊等[14]、胡望彬等[15]認(rèn)為，行業(yè)經(jīng)驗(yàn)異質(zhì)性大的創(chuàng)業(yè)團(tuán)隊(duì)成員間知識(shí)存量具有顯著差異，認(rèn)知多樣化能力較強(qiáng)，更易于做出創(chuàng)新性和高質(zhì)量的決策。牛芳等[16]發(fā)現(xiàn)，當(dāng)創(chuàng)業(yè)團(tuán)隊(duì)成員行業(yè)背景異質(zhì)性較大時(shí)，針對(duì)創(chuàng)業(yè)問(wèn)題能夠提供更廣泛的視角、知識(shí)和技能，提高了新創(chuàng)企業(yè)應(yīng)對(duì)外部環(huán)境變化的高敏感性和廣闊思路。

本研究認(rèn)為，由于行業(yè)技術(shù)和競(jìng)爭(zhēng)的發(fā)展具有較強(qiáng)的路徑依賴性，來(lái)自行業(yè)內(nèi)部的董事受相同行業(yè)慣例影響，對(duì)機(jī)會(huì)和風(fēng)險(xiǎn)有著固有的理解方式，這對(duì)公司的技術(shù)變革不利；而來(lái)自行業(yè)外部的董事則不同，他們往往對(duì)當(dāng)前行業(yè)的傳統(tǒng)慣例采取質(zhì)疑和批判的態(tài)度，也會(huì)帶來(lái)先前行業(yè)關(guān)于創(chuàng)新和機(jī)會(huì)的獨(dú)特認(rèn)識(shí)，能夠?yàn)楣景l(fā)展提供新的思維和獨(dú)特的視角，有利于提升組織的技術(shù)創(chuàng)新投入、產(chǎn)出和轉(zhuǎn)換能力?；诖?，提出如下假設(shè)：

假設(shè)2董事會(huì)成員“行業(yè)外”背景與企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新動(dòng)態(tài)能力正相關(guān)。

(3)董事會(huì)成員教育水平與技術(shù)創(chuàng)新動(dòng)態(tài)能力 高階梯隊(duì)理論認(rèn)為，創(chuàng)新機(jī)會(huì)的識(shí)別與個(gè)體的信息處理水平緊密相關(guān)，要求團(tuán)隊(duì)成員具有必要的認(rèn)知能力與信息識(shí)別能力[7]。高管團(tuán)隊(duì)成員教育水平象征著其所掌握的知識(shí)、技能基礎(chǔ)，很大程度上決定了個(gè)體的認(rèn)知偏好、開(kāi)放性和信息處理能力[17]。關(guān)于高管團(tuán)隊(duì)成員教育水平對(duì)技術(shù)創(chuàng)新能力的影響，國(guó)內(nèi)外學(xué)者得出了較為一致的研究結(jié)論。

如HAMBRICK等[7]認(rèn)為，管理者的教育背景是影響其認(rèn)知基礎(chǔ)的重要因素，受教育水平與信息處理能力正相關(guān)，且由教育水平較高的CEO領(lǐng)導(dǎo)的企業(yè)研發(fā)投資水平相對(duì)較高。CARMEN等[18]研究表明，與教育水平較低的管理者相比，受過(guò)高等教育的管理者視野更為寬廣，通常能夠提出創(chuàng)新性的解決方案，進(jìn)而促進(jìn)了公司創(chuàng)新投入和產(chǎn)出的提高。與此相類(lèi)似，WINCENT等[19]、DALZIEL等[20]、CHEN[5]的研究也支持上述觀點(diǎn)。國(guó)內(nèi)學(xué)者何強(qiáng)等[21]也發(fā)現(xiàn)，高學(xué)歷的董事具有豐富的學(xué)識(shí)與寬闊的眼界，風(fēng)險(xiǎn)抵抗能力較強(qiáng)，因此愿意嘗試技術(shù)創(chuàng)新活動(dòng)。

本研究認(rèn)為，教育程度較高的董事在信息識(shí)別、獲取、轉(zhuǎn)化方面的能力更強(qiáng)，能更好的評(píng)價(jià)技術(shù)創(chuàng)新活動(dòng)對(duì)公司戰(zhàn)略、運(yùn)營(yíng)以及競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)的影響，因此對(duì)創(chuàng)新活動(dòng)采取一種更為包容與支持的態(tài)度。同時(shí)，教育水平較高的董事更易于接受新技術(shù)、獲取新知識(shí)，能夠更準(zhǔn)確的分析和處理信息，掌握處理創(chuàng)新活動(dòng)中復(fù)雜問(wèn)題的方法，因而有利于增強(qiáng)科技創(chuàng)業(yè)企業(yè)的創(chuàng)新產(chǎn)出和創(chuàng)新轉(zhuǎn)化能力。綜上，提出如下假設(shè)：

假設(shè)3董事會(huì)成員教育水平與企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新動(dòng)態(tài)能力正相關(guān)。

1.2.2CEO控制權(quán)的調(diào)節(jié)作用

委托代理理論認(rèn)為，現(xiàn)代公司由于所有權(quán)與經(jīng)營(yíng)控制權(quán)的分離，使得所有者與經(jīng)營(yíng)者之間存在利益沖突[22]。所有者是公司的投資者，通常以獲得較高的投資報(bào)酬率為目標(biāo)，而作為組織經(jīng)營(yíng)者的管理人員則不同，在成熟的職業(yè)經(jīng)理人市場(chǎng)中聲譽(yù)是較為重要的無(wú)形資產(chǎn)，一旦經(jīng)營(yíng)失敗，管理者將會(huì)承擔(dān)巨大的連帶損失，因此他們傾向于避開(kāi)高風(fēng)險(xiǎn)的項(xiàng)目，使企業(yè)保持穩(wěn)健的運(yùn)營(yíng)狀態(tài)。技術(shù)創(chuàng)新活動(dòng)屬于高風(fēng)險(xiǎn)領(lǐng)域，并且在短期內(nèi)無(wú)法獲得收益的大幅增長(zhǎng)，CEO為了證明自身價(jià)值往往偏好于短期績(jī)效的增長(zhǎng)，因此會(huì)抑制企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新活動(dòng)。

CEO在組織層級(jí)中的獨(dú)特地位，決定了其對(duì)董事會(huì)戰(zhàn)略決策過(guò)程中具有重要影響。在CEO強(qiáng)權(quán)的組織中，董事會(huì)成員的提名和任命往往受制于CEO，董事會(huì)的獨(dú)立性受到挑戰(zhàn)，無(wú)法有效地履行監(jiān)督管理層的職能。如COMBS等[23]認(rèn)為，具有較大控制權(quán)的CEO會(huì)抑制董事會(huì)對(duì)企業(yè)績(jī)效的影響。HAYNES等[2]認(rèn)為，較大的CEO權(quán)力會(huì)弱化董事會(huì)資本對(duì)公司戰(zhàn)略變革的促進(jìn)作用。周建等[3]對(duì)我國(guó)滬深兩市高科技公司的分組回歸表明，CEO高權(quán)力組的董事會(huì)人力資本和R&D投入顯著負(fù)相關(guān)。與周建等[3]不同，CHEN[5]基于臺(tái)灣電子行業(yè)上市公司的研究發(fā)現(xiàn)，董事會(huì)資本對(duì)R&D投入具有積極的影響，CEO權(quán)力正向調(diào)節(jié)了二者之間的正相關(guān)關(guān)系。

本研究認(rèn)為，由于我國(guó)科技創(chuàng)業(yè)企業(yè)具有規(guī)模小、資源缺乏的天然劣勢(shì)；加之技術(shù)創(chuàng)新活動(dòng)周期較長(zhǎng)，同時(shí)伴隨著較高的風(fēng)險(xiǎn)。CEO出于對(duì)自身利益和風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避的考慮，往往更加關(guān)注個(gè)人短期財(cái)富的最大化，從而會(huì)大大降低從事技術(shù)創(chuàng)新活動(dòng)的熱情，對(duì)技術(shù)創(chuàng)新活動(dòng)表現(xiàn)出抵觸的態(tài)度。尤其當(dāng)CEO控制權(quán)較大時(shí)，可能會(huì)利用自身的權(quán)力干擾董事會(huì)做出的技術(shù)創(chuàng)新決策，從而弱化了董事會(huì)認(rèn)知特征對(duì)技術(shù)創(chuàng)新動(dòng)態(tài)能力的影響。基于此，提出如下假設(shè)：

假設(shè)4CEO控制權(quán)對(duì)董事會(huì)認(rèn)知特征與技術(shù)創(chuàng)新動(dòng)態(tài)能力之間的關(guān)系具有調(diào)節(jié)效應(yīng)。

假設(shè)4a較大的CEO控制權(quán)負(fù)向調(diào)節(jié)董事會(huì)成員職業(yè)背景與技術(shù)創(chuàng)新動(dòng)態(tài)能力的關(guān)系。

假設(shè)4b較大的CEO控制權(quán)負(fù)向調(diào)節(jié)董事會(huì)成員行業(yè)背景與技術(shù)創(chuàng)新動(dòng)態(tài)能力的關(guān)系。

假設(shè)4c較大的CEO控制權(quán)負(fù)向調(diào)節(jié)董事會(huì)成員教育水平與技術(shù)創(chuàng)新動(dòng)態(tài)能力的關(guān)系。

2研究設(shè)計(jì)

2.1樣本選擇和數(shù)據(jù)來(lái)源

本研究以2010～2013年為研究區(qū)間，以我國(guó)創(chuàng)業(yè)板上市公司為研究對(duì)象*之所以選擇創(chuàng)業(yè)板上市公司，是由于這些公司大都為科技創(chuàng)業(yè)企業(yè)，技術(shù)創(chuàng)新活動(dòng)比較頻繁，較好的滿足了技術(shù)創(chuàng)新的條件。，探討董事會(huì)認(rèn)知特征和CEO控制權(quán)對(duì)技術(shù)創(chuàng)新動(dòng)態(tài)能力的影響。為了保證研究的信度和效度，對(duì)初始研究樣本進(jìn)行了如下篩選：①剔除了董事會(huì)成員及CEO信息披露不全的公司；②剔除了技術(shù)創(chuàng)新相關(guān)信息披露不全的公司；③剔除了處于1%和99%分位數(shù)以外的異常值。經(jīng)過(guò)篩選，最終得到153家公司共計(jì)612個(gè)平衡面板觀測(cè)值。

樣本公司的研發(fā)支出數(shù)據(jù)主要從年報(bào)中披露的“近3年公司研發(fā)支出”科目獲取，技術(shù)人員比例來(lái)自于巨潮資訊網(wǎng)各公司年報(bào)披露的“董事、監(jiān)事、高級(jí)管理人員情況和員工情況”，無(wú)形資產(chǎn)比例通過(guò)國(guó)泰安數(shù)據(jù)中心“中國(guó)上市公司財(cái)務(wù)報(bào)表數(shù)據(jù)庫(kù)”獲取，專(zhuān)利申請(qǐng)總量和發(fā)明申請(qǐng)總量數(shù)據(jù)由中國(guó)知識(shí)產(chǎn)權(quán)網(wǎng)專(zhuān)利信息服務(wù)平臺(tái)和佰騰專(zhuān)利檢索系統(tǒng)手工查詢獲得，董事會(huì)認(rèn)知特征方面的數(shù)據(jù)主要從巨潮資訊網(wǎng)各公司年報(bào)“董事、監(jiān)事、高級(jí)管理人員情況和員工情況”手工整理而得，CEO控制權(quán)數(shù)據(jù)來(lái)源于國(guó)泰安數(shù)據(jù)中心“中國(guó)上市公司治理結(jié)構(gòu)研究數(shù)據(jù)庫(kù)”。

2.2變量設(shè)計(jì)

由于本研究要考察董事會(huì)認(rèn)知特征和CEO控制權(quán)對(duì)技術(shù)創(chuàng)新動(dòng)態(tài)能力的影響，因此技術(shù)創(chuàng)新動(dòng)態(tài)能力是因變量、CEO控制權(quán)是調(diào)節(jié)變量、董事會(huì)認(rèn)知特征是自變量。此外，根據(jù)研究需要，本研究還在借鑒已有研究的基礎(chǔ)上選取了控制變量。

2.2.1因變量

技術(shù)創(chuàng)新動(dòng)態(tài)能力是企業(yè)以價(jià)值創(chuàng)造為目標(biāo)，積極應(yīng)對(duì)外界環(huán)境變化，持續(xù)地進(jìn)行一定的技術(shù)創(chuàng)新投入，帶來(lái)相應(yīng)的技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出，并能進(jìn)行有效技術(shù)創(chuàng)新轉(zhuǎn)化的能力[18]。以往學(xué)者多以“研發(fā)支出”這一單一指標(biāo)作為技術(shù)創(chuàng)新能力的替代變量，忽視了技術(shù)創(chuàng)新能力動(dòng)態(tài)演化的特征。本研究認(rèn)為，考慮到技術(shù)創(chuàng)新活動(dòng)的復(fù)雜性、過(guò)程性以及高度不確定性的特征，應(yīng)該借鑒動(dòng)態(tài)能力理論的基本思想，將技術(shù)創(chuàng)新能力從動(dòng)態(tài)視角予以詮釋。并借鑒徐寧等[24,25]的研究，選取研發(fā)投入強(qiáng)度、技術(shù)人員強(qiáng)度、無(wú)形資產(chǎn)比率、專(zhuān)利申請(qǐng)總量、發(fā)明申請(qǐng)總量5個(gè)變量對(duì)技術(shù)創(chuàng)新動(dòng)態(tài)能力進(jìn)行考察。

為了獲取技術(shù)創(chuàng)新動(dòng)態(tài)能力這一綜合指標(biāo)，本研究對(duì)上述測(cè)度技術(shù)創(chuàng)新動(dòng)態(tài)能力的變量進(jìn)行了因子分析。因子分析適用性檢驗(yàn)結(jié)果表明，巴特利球度檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)值為798.088，并且通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，同時(shí)KMO值大于0.5，因此原有變量適合做因子分析。研究提取特征根大于1且累積方差貢獻(xiàn)率大于80%的前3個(gè)主成分(見(jiàn)表1)，得到3個(gè)最終因子(F1、F2、F3)。由表2可知，每個(gè)因子均具有命名解釋性，根據(jù)每個(gè)因子的主要構(gòu)成指標(biāo)，本研究將F1、F2、F3分別命名為技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出能力、技術(shù)創(chuàng)新投入能力和技術(shù)創(chuàng)新轉(zhuǎn)化能力。

表1　因子解釋原有變量總方差的情況

注：***表示在1%的水平上顯著(雙尾檢驗(yàn))，下同。

表2　因子得分系數(shù)矩陣

在此基礎(chǔ)上，本研究采用因子加權(quán)得分的方法，以技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出能力、技術(shù)創(chuàng)新投入能力、技術(shù)創(chuàng)新轉(zhuǎn)化能力3個(gè)因子的方差貢獻(xiàn)率為權(quán)重(見(jiàn)表1)，構(gòu)建了技術(shù)創(chuàng)新動(dòng)態(tài)能力這一綜合指標(biāo)。具體如下

TD=0.401 54×TO+0.253 04×TI+0.17821×TT

(1)

式中，TD為技術(shù)創(chuàng)新動(dòng)態(tài)能力，TO、TI、TT分別為技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出能力、技術(shù)創(chuàng)新投入能力和技術(shù)創(chuàng)新轉(zhuǎn)化能力。

2.2.2自變量

基于高階梯隊(duì)理論已有研究，本研究選取董事會(huì)成員職能背景、行業(yè)背景、教育水平3個(gè)指標(biāo)對(duì)董事會(huì)認(rèn)知特征進(jìn)行測(cè)量。

董事會(huì)成員職能背景(FU)。職能背景指具有“輸出職能”背景的董事會(huì)成員所占比例；借鑒周建等[10]的研究，本研究將具有營(yíng)銷(xiāo)、市場(chǎng)、研發(fā)背景定義為輸出職能，賦值為1；其他職能背景賦值為0。

董事會(huì)成員行業(yè)背景(IN)。本研究在TUGGLE等[8]研究的基礎(chǔ)上，將“行業(yè)內(nèi)公司外”和“公司內(nèi)”統(tǒng)稱(chēng)為“行業(yè)內(nèi)”，并將其賦值為0；將行業(yè)外賦值為1。

董事會(huì)成員教育水平(E)。借鑒已有研究，本研究將董事會(huì)成員教育水平分為博士、碩士、本科、其他，并分別賦值為4、3、2、1。

2.2.3調(diào)節(jié)變量

調(diào)節(jié)變量為CEO控制權(quán)(C)。CEO控制權(quán)的度量主要參考FINKELSTEIN[26]提出的權(quán)力模型，同時(shí)借鑒BEBCHUK等[27]和權(quán)小鋒等[28]從職權(quán)(CEO二元性、持股比例)、個(gè)人影響權(quán)(任期)、專(zhuān)長(zhǎng)權(quán)(職稱(chēng)、教育程度)3個(gè)維度對(duì)CEO控制權(quán)進(jìn)行度量。

本研究對(duì)CEO控制權(quán)的5個(gè)指標(biāo)進(jìn)行了因子分析，分析結(jié)果見(jiàn)表3。在綜合考慮累積方差貢獻(xiàn)率和特征根的基礎(chǔ)上，提取特征根大于1且累積方差貢獻(xiàn)率大于80%的前3個(gè)因子，并按照提取主因子的方差貢獻(xiàn)率加權(quán)求和的方法得到CEO控制權(quán)綜合指標(biāo)。

表3　CEO控制權(quán)主成分分析結(jié)果

2.2.4控制變量

在進(jìn)行文獻(xiàn)回顧的基礎(chǔ)上，本研究選取了企業(yè)層面(企業(yè)規(guī)模、股權(quán)集中度、企業(yè)歷史績(jī)效)和董事會(huì)層面(董事會(huì)規(guī)模、董事會(huì)權(quán)力、董事會(huì)平均年齡)6個(gè)控制變量。

(1)企業(yè)規(guī)模(FI) 企業(yè)規(guī)模是影響技術(shù)創(chuàng)新能力的因素之一，規(guī)模大的企業(yè)有更大的實(shí)力與動(dòng)力進(jìn)行技術(shù)創(chuàng)新活動(dòng)[8]。由此，本研究把企業(yè)規(guī)模作為技術(shù)創(chuàng)新動(dòng)態(tài)能力的控制變量，以總資產(chǎn)的對(duì)數(shù)來(lái)測(cè)量。

(2)股權(quán)集中度(SC)當(dāng)股權(quán)過(guò)于集中時(shí)，大股東具有絕對(duì)的話語(yǔ)權(quán)，往往忽視小股東的利益，行為目的也是大股東利益最大化而非企業(yè)價(jià)值最大化，不利于企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新能力的構(gòu)建，因此本研究把股權(quán)集中度作為控制變量，并用前十大股東持股比例之和對(duì)其進(jìn)行測(cè)度。

(3)企業(yè)歷史績(jī)效(Rt-1) 企業(yè)上年歷史績(jī)效水平會(huì)影響下一年度的研發(fā)投入水平，績(jī)效好的企業(yè)有更強(qiáng)的實(shí)力投入更多的研發(fā)資金，本研究借鑒DALZIEL等[20]的做法，把企業(yè)歷史績(jī)效作為技術(shù)創(chuàng)新動(dòng)態(tài)能力的控制變量，并用前一年度的資產(chǎn)收益率來(lái)衡量。

(4)董事會(huì)規(guī)模(B)董事會(huì)規(guī)模的擴(kuò)大意味著董事會(huì)成員背景更加豐富，認(rèn)知特征更加多元化[3]。本研究在借鑒已有研究的基礎(chǔ)上，把董事會(huì)規(guī)模作為控制變量，并用董事會(huì)成員總數(shù)來(lái)衡量。

(5)董事會(huì)權(quán)力(SH)已有研究表明，權(quán)力大的董事會(huì)在制定創(chuàng)新戰(zhàn)略時(shí)有更大的主導(dǎo)權(quán)，因此本研究控制了董事會(huì)權(quán)力的影響，并用董事會(huì)持股比例對(duì)其進(jìn)行測(cè)度。

(6)董事會(huì)平均年齡(A)與年輕的董事相比，年齡大的董事工作重點(diǎn)會(huì)逐步轉(zhuǎn)移到職業(yè)安全上，傾向于規(guī)避風(fēng)險(xiǎn)。由此，年齡也是影響技術(shù)創(chuàng)新動(dòng)態(tài)能力的因素之一，本研究用董事會(huì)成員年齡的平均數(shù)對(duì)其進(jìn)行衡量。

2.3模型構(gòu)建

基于以上分析，本研究構(gòu)建了董事會(huì)認(rèn)知特征、CEO控制權(quán)對(duì)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新動(dòng)態(tài)能力聯(lián)合影響的數(shù)據(jù)模型，以驗(yàn)證所提出的假設(shè)。模型的基本形式如下

(2)

式中，β0為截距；β1～β13為系數(shù)；ε為殘差。

表5　變量Pearson相關(guān)系數(shù)矩陣

注：*、**分別表示在10%、5%的水平上顯著(雙尾檢驗(yàn))，下同。

3實(shí)證回歸與結(jié)果分析

3.1變量的描述性統(tǒng)計(jì)

樣本公司2010 ～ 2013年變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果見(jiàn)表4。由表4可知，就技術(shù)創(chuàng)新動(dòng)態(tài)能力而言，研發(fā)投入強(qiáng)度以及無(wú)形資產(chǎn)比率均值較小，表明樣本公司技術(shù)創(chuàng)新投入和轉(zhuǎn)化能力均較弱；技術(shù)人員平均強(qiáng)度可達(dá)到25.9%，說(shuō)明樣本公司較為重視研發(fā)人員的引進(jìn)與培養(yǎng)；專(zhuān)利、發(fā)明申請(qǐng)量在樣本公司之間不平衡性較為嚴(yán)重，標(biāo)準(zhǔn)差都超過(guò)了20。董事會(huì)認(rèn)知特征的統(tǒng)計(jì)結(jié)果表明，在樣本公司董事會(huì)中約有1/2的成員從事研發(fā)、營(yíng)銷(xiāo)、市場(chǎng)活動(dòng)，董事會(huì)整體的受教育水平較高，平均達(dá)到了本科以上。CEO控制權(quán)方面，CEO二元性均值為0.45，表明兩職合一情況較為普遍；CEO平均任期約為3年，可能具有較高的個(gè)人影響權(quán)；CEO人員的平均教育水平達(dá)到本科以上，具有較高專(zhuān)長(zhǎng)權(quán)。

表4　變量的描述性統(tǒng)計(jì)

3.2變量的相關(guān)性分析

變量之間的Pearson相關(guān)系數(shù)檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表5。由表5可知，相關(guān)性分析結(jié)果與本研究的預(yù)期一致，技術(shù)創(chuàng)新動(dòng)態(tài)能力與董事會(huì)成員教育水平在1%水平上顯著正相關(guān)，董事會(huì)成員職能背景與技術(shù)創(chuàng)新動(dòng)態(tài)能力正相關(guān)但不顯著。與本研究的預(yù)測(cè)相反，董事會(huì)成員行業(yè)背景與技術(shù)創(chuàng)新動(dòng)態(tài)能力在5%的水平上顯著負(fù)相關(guān)。此外，由表5可見(jiàn)，變量之間的相關(guān)性總體較低(最大值為0.276)，初步表明多重共線性問(wèn)題并不嚴(yán)重，適合做進(jìn)一步回歸分析。鑒于此，需要運(yùn)用分層多元回歸分析的方法進(jìn)一步考察變量之間的關(guān)系。

3.3多元回歸分析結(jié)果

經(jīng)檢驗(yàn)，殘差絕對(duì)值|e|與自變量的spearman等級(jí)相關(guān)系數(shù)顯示模型存在異方差性，因此本研究采取加權(quán)最小二乘法(WLS)對(duì)變量之間的關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)。為了降低多重共線性的影響，本研究對(duì)自變量董事會(huì)認(rèn)知特征(董事會(huì)職能背景、行業(yè)背景、教育水平)和調(diào)節(jié)變量CEO控制權(quán)進(jìn)行了中心化處理。

表6　全樣本W(wǎng)LS層級(jí)回歸結(jié)果

注：括號(hào)中數(shù)值為估計(jì)標(biāo)準(zhǔn)誤。

本研究的層級(jí)回歸結(jié)果見(jiàn)表6。由表6可知，4個(gè)模型均通過(guò)了顯著性檢驗(yàn)。模型1到模型4的Adj-R2分別為0.440、0.681、0.412、0.659，說(shuō)明模型整體擬合效果比較理想。其中，模型1考察了控制變量對(duì)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新動(dòng)態(tài)能力的影響。在模型1中，所有控制變量均通過(guò)了顯著性檢驗(yàn)，表明所選的控制變量是有效的。模型2考察了董事會(huì)認(rèn)知特征對(duì)技術(shù)創(chuàng)新動(dòng)態(tài)能力(TD)的影響，回歸結(jié)果表明，董事會(huì)成員職能背景與TD顯著正相關(guān)(β1=0.029，p<0.01)，董事會(huì)成員行業(yè)背景與TD顯著負(fù)相關(guān)(β2=-0.052，p<0.01)，董事會(huì)成員教育水平與TD顯著正相關(guān)(β3=0.054，p<0.01)。模型3考察了CEO控制權(quán)對(duì)技術(shù)創(chuàng)新動(dòng)態(tài)能力的影響，結(jié)果顯示CEO控制權(quán)與TD負(fù)相關(guān)但不顯著(β4=-0.016，p>0.10)。模型4為全模型，考察了董事會(huì)認(rèn)知特征和CEO控制權(quán)對(duì)技術(shù)創(chuàng)新動(dòng)態(tài)能力的共同影響。

3.4多元回歸結(jié)果討論

3.4.1主效應(yīng)回歸結(jié)果討論

由表6中模型4的回歸結(jié)果表明，董事會(huì)成員職能背景與技術(shù)創(chuàng)新動(dòng)態(tài)能力的系數(shù)顯著為正(β1=0.026，p<0.01)，假設(shè)1得到支持。表明董事會(huì)中具有輸出職能背景的董事越多，企業(yè)越重視技術(shù)創(chuàng)新活動(dòng)，技術(shù)創(chuàng)新動(dòng)態(tài)能力也越強(qiáng)。這與已往學(xué)者關(guān)于職能背景與技術(shù)創(chuàng)新關(guān)系的論斷是一致的。如何強(qiáng)等[29]認(rèn)為，具有研發(fā)、營(yíng)銷(xiāo)、設(shè)計(jì)背景的董事更愿意嘗試技術(shù)創(chuàng)新活動(dòng)；TUGGLE等[8]發(fā)現(xiàn)，具有輸出職能背景的董事更加關(guān)注企業(yè)層面的問(wèn)題，有助于董事會(huì)展開(kāi)建設(shè)性辯論；周建等[10]也發(fā)現(xiàn)具有輸出職能背景的董事與企業(yè)R&D支出正相關(guān)。

由模型4可知，董事會(huì)成員行業(yè)背景與技術(shù)創(chuàng)新動(dòng)態(tài)能力顯著負(fù)相關(guān)(β2=-0.053，p<0.01)，與本研究的假設(shè)相反，因此假設(shè)2沒(méi)有得到支持。這可能是由于技術(shù)創(chuàng)新活動(dòng)對(duì)專(zhuān)業(yè)水平要求較高，盡管來(lái)自行業(yè)外的董事能夠提供多元化思維，但通過(guò)對(duì)原始數(shù)據(jù)進(jìn)行挖掘可知，樣本公司來(lái)自行業(yè)外的董事大都為財(cái)務(wù)專(zhuān)家和法律人士，他們?yōu)槠髽I(yè)提供的主要是財(cái)務(wù)和法律支持而非就創(chuàng)新戰(zhàn)略進(jìn)行的建議和咨詢，甚至?xí)膶?zhuān)業(yè)角度夸大創(chuàng)新活動(dòng)本身的風(fēng)險(xiǎn)，因此不利于企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新動(dòng)態(tài)能力的形成。

由模型4的回歸分析結(jié)果表明，董事會(huì)成員教育水平與技術(shù)創(chuàng)新能力顯著正相關(guān)(β3=0.062，p<0.01)，假設(shè)3得到支持。表明具備高學(xué)歷的董事具有較高的信息處理能力與風(fēng)險(xiǎn)接受能力，可以更好地評(píng)估技術(shù)創(chuàng)新活動(dòng)的風(fēng)險(xiǎn)與收益，從而有利于企業(yè)開(kāi)展技術(shù)創(chuàng)新，并最終促進(jìn)了企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新動(dòng)態(tài)能力的提升。

3.4.2調(diào)節(jié)效應(yīng)回歸結(jié)果討論

由表6中模型4的回歸分析結(jié)果表明，CEO控制權(quán)對(duì)董事會(huì)認(rèn)知特征與技術(shù)創(chuàng)新動(dòng)態(tài)能力的調(diào)節(jié)效應(yīng)十分顯著。其中，CEO控制權(quán)與董事會(huì)成員職能背景交叉項(xiàng)的系數(shù)顯著為負(fù)(β5=-0.017，p<0.05)；CEO控制權(quán)與董事會(huì)成員教育水平交叉項(xiàng)的系數(shù)顯著為負(fù)(β7=-0.020，p<0.05)表明當(dāng)CEO控制權(quán)增強(qiáng)時(shí)，董事會(huì)成員職能背景和教育水平對(duì)技術(shù)創(chuàng)新動(dòng)態(tài)能力的正向影響會(huì)被減弱，所以假設(shè)4a、假設(shè)4c均得到支持。這一結(jié)果與管理霸權(quán)理論的觀點(diǎn)是一致的。由于企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新活動(dòng)具有投資金額投入大、投資回收周期長(zhǎng)、風(fēng)險(xiǎn)水平高的特點(diǎn)，一旦投資失敗，CEO面臨的辭退風(fēng)險(xiǎn)大大增加。出于對(duì)職業(yè)發(fā)展的考慮，CEO可能更偏好于短期績(jī)效的提升，而不是以技術(shù)創(chuàng)新活動(dòng)為支撐的長(zhǎng)期目標(biāo)。在管理者強(qiáng)權(quán)的背景下，CEO完全有能力通過(guò)影響董事提名過(guò)程來(lái)操縱董事會(huì)，使董事會(huì)決策呈現(xiàn)“短期績(jī)效導(dǎo)向”。具體而言，CEO可能通過(guò)影響董事會(huì)制定的投資策略來(lái)降低技術(shù)創(chuàng)新投入(R&D支出、技術(shù)人員配置等)，進(jìn)而對(duì)技術(shù)創(chuàng)新產(chǎn)出與轉(zhuǎn)化產(chǎn)生不利影響，最終抑制了企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新動(dòng)態(tài)能力的提升。

在模型4中，CEO控制權(quán)與董事會(huì)成員行業(yè)背景交叉項(xiàng)的系數(shù)顯著為負(fù)(β6=-0.028，p<0.01)，表明其正向調(diào)節(jié)了董事會(huì)成員行業(yè)背景與技術(shù)創(chuàng)新動(dòng)態(tài)能力之間的關(guān)系，這與本研究的假設(shè)相反，所以假設(shè)4b沒(méi)有得到支持。由上文主效應(yīng)回歸結(jié)果可知，假設(shè)2亦沒(méi)有得到支持。綜上可知，董事會(huì)成員的“行業(yè)外”背景與技術(shù)創(chuàng)新動(dòng)態(tài)能力顯著負(fù)相關(guān)，而當(dāng)CEO具有較高控制權(quán)時(shí)，二者之間的負(fù)相關(guān)關(guān)系進(jìn)一步增強(qiáng)，對(duì)技術(shù)創(chuàng)新動(dòng)態(tài)能力產(chǎn)生了更加不利的影響。可能的原因在于，具有“行業(yè)外”背景的董事往往會(huì)從其專(zhuān)業(yè)角度出發(fā)，夸大技術(shù)創(chuàng)新活動(dòng)蘊(yùn)含的風(fēng)險(xiǎn)，因而對(duì)技術(shù)活動(dòng)持排斥的態(tài)度。這一董事會(huì)戰(zhàn)略決策的“漏洞”恰恰與CEO厭惡風(fēng)險(xiǎn)的利益訴求相一致，因此， CEO在執(zhí)行董事會(huì)戰(zhàn)略決策的過(guò)程中，很有可能對(duì)董事會(huì)戰(zhàn)略決策的“漏洞”視而不見(jiàn)，甚至積極執(zhí)行以追求自身利益最大化，對(duì)技術(shù)創(chuàng)新動(dòng)態(tài)能力的提升無(wú)疑是“雪上加霜”。

基于上述分析，本研究做出調(diào)節(jié)效應(yīng)圖，以便更清晰地刻畫(huà)CEO控制權(quán)對(duì)董事會(huì)認(rèn)知特征與技術(shù)創(chuàng)新動(dòng)態(tài)能力關(guān)系的調(diào)節(jié)作用，分別見(jiàn)圖2、圖3和圖4。

圖2　CEO控制權(quán)對(duì)FU與TD的調(diào)節(jié)作用

圖3　CEO控制權(quán)對(duì)E與TD的調(diào)節(jié)作用

圖2(圖3)刻畫(huà)了CEO控制權(quán)對(duì)董事會(huì)成員職能背景(教育水平)和技術(shù)創(chuàng)新動(dòng)態(tài)能力關(guān)系的影響。與周建等[3]的研究結(jié)論相同，從圖2(圖3)可以看出，當(dāng)CEO擁有較低控制權(quán)時(shí)，董事會(huì)成員職能背景(教育水平)對(duì)技術(shù)創(chuàng)新動(dòng)態(tài)能力具有積極的影響(實(shí)線斜率為正)；但當(dāng)CEO控制權(quán)較大時(shí)，董事會(huì)成員職能背景(教育水平)對(duì)技術(shù)創(chuàng)新動(dòng)態(tài)能力的積極影響被弱化，甚至轉(zhuǎn)變?yōu)橄麡O的影響(虛線的斜率為負(fù))。由此，CEO控制權(quán)對(duì)董事會(huì)職能背景(教育水平)與技術(shù)創(chuàng)新動(dòng)態(tài)能力關(guān)系的負(fù)向調(diào)節(jié)作用非常顯著。

圖4　CEO控制權(quán)對(duì)IN與TD的調(diào)節(jié)作用

圖4刻畫(huà)了CEO控制權(quán)對(duì)董事會(huì)成員行業(yè)背景和技術(shù)創(chuàng)新動(dòng)態(tài)能力關(guān)系的調(diào)節(jié)作用。由圖4可知，當(dāng)CEO擁有較低控制權(quán)時(shí)，董事會(huì)成員“行業(yè)外”背景與技術(shù)創(chuàng)新動(dòng)態(tài)能力之間表現(xiàn)出較弱的負(fù)相關(guān)關(guān)系(直線比較平緩)；但當(dāng)CEO擁有較高控制權(quán)時(shí)，虛線變得更加陡峭，加強(qiáng)了董事會(huì)成員“行業(yè)外”背景對(duì)技術(shù)創(chuàng)新動(dòng)態(tài)能力的負(fù)向作用。

4研究結(jié)論與啟示

本研究基于高階梯隊(duì)理論、資源依賴?yán)碚撆c管理霸權(quán)理論等多重視角，以2010～2013年為研究區(qū)間，以我國(guó)創(chuàng)業(yè)板上市公司為研究樣本，實(shí)證考察了董事會(huì)認(rèn)知特征對(duì)技術(shù)創(chuàng)新動(dòng)態(tài)能力的影響，并檢驗(yàn)了CEO控制權(quán)對(duì)二者關(guān)系的調(diào)節(jié)作用。研究發(fā)現(xiàn)，具有營(yíng)銷(xiāo)、研發(fā)等“輸出職能”背景和高教育水平的董事對(duì)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新動(dòng)態(tài)能力具有積極的影響，而來(lái)自行業(yè)外的董事反而會(huì)對(duì)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新動(dòng)態(tài)能力產(chǎn)生消極的作用。進(jìn)一步研究發(fā)現(xiàn)，CEO控制權(quán)負(fù)向調(diào)節(jié)了董事會(huì)成員職能背景和教育水平對(duì)技術(shù)創(chuàng)新動(dòng)態(tài)能力的影響。

上述結(jié)論對(duì)中國(guó)科技創(chuàng)業(yè)企業(yè)的管理意義歸結(jié)如下：①在董事會(huì)成員選任方面：為促進(jìn)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新動(dòng)態(tài)能力的提升，公司應(yīng)鼓勵(lì)選任具有營(yíng)銷(xiāo)、研發(fā)等“輸出職能”背景以及高教育水平的人員進(jìn)入董事會(huì)。這些董事對(duì)企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新活動(dòng)具有更深刻的理解，對(duì)外部環(huán)境中的信息具有較高的甄別、過(guò)濾與處理能力，可以更好捕捉利于企業(yè)發(fā)展的信息。同時(shí)，具有“輸出職能”背景與高教育水平的董事能夠客觀評(píng)價(jià)技術(shù)創(chuàng)新對(duì)企業(yè)長(zhǎng)遠(yuǎn)發(fā)展的意義，能夠以開(kāi)放包容的態(tài)度對(duì)待技術(shù)創(chuàng)新可能帶來(lái)的風(fēng)險(xiǎn)，最終對(duì)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新動(dòng)態(tài)能力的提升起到積極的促進(jìn)作用。來(lái)自行業(yè)外的董事雖然能夠提供新鮮的視角，但是由于缺乏公司層面的專(zhuān)業(yè)知識(shí)，加之對(duì)行業(yè)競(jìng)爭(zhēng)規(guī)則了解有限，導(dǎo)致其對(duì)技術(shù)創(chuàng)新動(dòng)態(tài)能力的形成難以發(fā)揮應(yīng)有的作用。由此，仍然提倡來(lái)自行業(yè)內(nèi)部、對(duì)企業(yè)發(fā)展與競(jìng)爭(zhēng)態(tài)勢(shì)具有充分了解的人員進(jìn)入科技創(chuàng)業(yè)企業(yè)董事會(huì)。②CEO控制權(quán)配置方面，較大的CEO控制權(quán)不僅弱化了董事會(huì)成員職能背景和教育水平對(duì)技術(shù)創(chuàng)新動(dòng)態(tài)能力的積極影響，還會(huì)進(jìn)一步加劇董事會(huì)成員行業(yè)背景對(duì)技術(shù)創(chuàng)新動(dòng)態(tài)能力的消極影響，這一結(jié)論使得管理霸權(quán)理論在新興經(jīng)濟(jì)國(guó)家背景下得以驗(yàn)證。過(guò)高的CEO控制權(quán)意味著管理層可以輕而易舉地操縱董事會(huì)，進(jìn)而通過(guò)影響決策過(guò)程實(shí)現(xiàn)自身利益最大化，不利于企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新動(dòng)態(tài)能力的提升。CHEN[5]指出，適度的CEO權(quán)力配置有助于在董事會(huì)與CEO之間形成良好的合作伙伴關(guān)系，促進(jìn)董事會(huì)資源提供職能的發(fā)揮。鑒于此，在企業(yè)實(shí)際運(yùn)營(yíng)過(guò)程中，應(yīng)該結(jié)合具體環(huán)境考察最適宜的CEO權(quán)力水平，以保證管理層的決策行為有利于科技創(chuàng)業(yè)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新動(dòng)態(tài)能力的提升和長(zhǎng)遠(yuǎn)發(fā)展。

本研究基于制度創(chuàng)新與技術(shù)創(chuàng)新互動(dòng)原理的核心觀點(diǎn)，綜合運(yùn)用多種理論，對(duì)CEO控制權(quán)調(diào)節(jié)作用下董事會(huì)認(rèn)知特征對(duì)技術(shù)創(chuàng)新動(dòng)態(tài)能力的影響進(jìn)行了理論與實(shí)證研究，揭示出董事會(huì)認(rèn)知特征、CEO控制權(quán)與技術(shù)創(chuàng)新動(dòng)態(tài)能力之間的內(nèi)在關(guān)聯(lián)機(jī)理。這無(wú)論是對(duì)創(chuàng)新經(jīng)濟(jì)學(xué)理論的拓展與充實(shí)，還是對(duì)公司治理理論的深化都是大有裨益的。

雖然本研究對(duì)董事會(huì)認(rèn)知特征與技術(shù)創(chuàng)新動(dòng)態(tài)能力之間的關(guān)系進(jìn)行了有益的探討，但是仍存在如下局限：考慮到數(shù)據(jù)的可獲取性，選取了可直接測(cè)度的人口統(tǒng)計(jì)學(xué)變量作為董事會(huì)認(rèn)知特征的代理變量進(jìn)行研究。盡管選取了較為充分的樣本數(shù)據(jù)，但是要做到完全準(zhǔn)確的對(duì)董事會(huì)認(rèn)知特征進(jìn)行刻畫(huà)，還存在一定差距。未來(lái)更多地從心理學(xué)層面對(duì)董事會(huì)認(rèn)知變量進(jìn)行測(cè)度，將是對(duì)本研究的有益補(bǔ)充。

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(編輯丘斯邁)

Influence of Board Cognition Characteristics on Technological Innovation Dynamic Capability for Hi-Tech Start Ups

LI XiaoqingHU Zhaoxia

(Yanshan University, Qinhuangdao, Heibei, China)

Abstract：Technological innovation capacity is the key engine for our country to implement the innovation-driven development strategy. As enterprise’s strategic decision makers, the boards have a significant impact on technological innovation dynamic capability. The sample data used in the empirical research are collected from 154 listed companies of China’s GEM since 2010 to 2013. Based on the perspective of CEO power’s moderating effect, this article empirically investigates the impacts of board cognition characteristics on technological innovation dynamic capability. The regression results show that the boards’ functional backgrounds and education degree are positively related with technological innovation dynamic capability, the boards’ industrial backgrounds is negatively related with technological innovation dynamic capability, the CEO power negatively moderates this relationship.

Key words：board cognition characteristics; technological innovation dynamic capability; CEO power

通訊作者：李小青(1974～)，女，河北元氏人。燕山大學(xué)(河北省秦皇島市006004)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院副教授，博士。研究方向?yàn)閼?zhàn)略管理與公司治理。E-mail: lixiaoqinghb@126.com

中圖法分類(lèi)號(hào)：C93

文獻(xiàn)標(biāo)志碼：A

文章編號(hào)：1672-884X(2016)02-0248-10

基金項(xiàng)目：國(guó)家自然科學(xué)基金資助項(xiàng)目(71302176)；河北省軟科學(xué)研究計(jì)劃資助項(xiàng)目(14457661D)；河北省高等學(xué)校人文社會(huì)科學(xué)基金資助重點(diǎn)項(xiàng)目(SD151027)

收稿日期：2015-06-08

DOI編碼： 10.3969/j.issn.1672-884x.2016.02.011