羅沛 葛玉輝

（上海理工大學(xué)管理學(xué)院, 上海 200093）

1 引言

隨著21世紀(jì)市場競爭的加劇和技術(shù)變革步伐的加快,創(chuàng)新儼然已經(jīng)成為新時(shí)代企業(yè)必須面臨的新的考驗(yàn)。創(chuàng)新不僅可以幫助企業(yè)維持商業(yè)優(yōu)勢, 規(guī)避來自競爭者的威脅,還能突破原有制度, 促進(jìn)企業(yè)經(jīng)濟(jì)體系發(fā)展（姜濱濱, 匡海波, 2015; 賈振全, 孫淑霞, 2013）。高層管理團(tuán)隊(duì)（Top Management Team, TMT）作為維持企業(yè)發(fā)展, 推動(dòng)產(chǎn)品及市場創(chuàng)新的重要因素之一（Yadav, Prabhu, & Chandy,2007）, 在很大程度上影響了企業(yè)的戰(zhàn)略發(fā)展方向以及創(chuàng)新行為決策。高層梯隊(duì)理論（Upper Echelon Theory, UET）提出高管團(tuán)隊(duì)人口統(tǒng)計(jì)學(xué)特征, 特別是高管團(tuán)隊(duì)異質(zhì)性等團(tuán)隊(duì)特征在很大程度上反映了高管團(tuán)隊(duì)的認(rèn)知觀念、性格和價(jià)值觀, 是組織戰(zhàn)略與績效的“晴雨表”, 有助于我們分析和探討高管團(tuán)隊(duì)決策過程以及高管團(tuán)隊(duì)對(duì)公司創(chuàng)新的影響 （Hambrick & Mason, 1984; Hambrick, 2007）。與此同時(shí), 高管團(tuán)隊(duì)異質(zhì)性能有效反映高管團(tuán)隊(duì)溝通、協(xié)作水平（Carpenter, Geletkanycz, & Sanders, 2004）, 因此能在一定程度上影響企業(yè)戰(zhàn)略的選擇與執(zhí)行, 進(jìn)而影響企業(yè)多方面的表現(xiàn)（肖挺, 劉華, 葉芃, 2013）。

近年來, 隨著學(xué)術(shù)界對(duì)企業(yè)創(chuàng)新關(guān)注度的提高, 涌現(xiàn)出大量探討高管團(tuán)隊(duì)異質(zhì)性與企業(yè)創(chuàng)新的相關(guān)研究, 這些研究主要圍繞以下三個(gè)方面展開: （1)高管團(tuán)隊(duì)異質(zhì)性對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的直接影響（肖挺等, 2013; Cano, 2006）; （2)高管團(tuán)隊(duì)異質(zhì)性通過高管團(tuán)隊(duì)內(nèi)部交互效應(yīng)和決策過程對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的影響（劉剛, 王丹, 李佳, 2017; 白景坤, 李莎莎, 2015）; （3)不同的調(diào)節(jié)變量作用下, 高層管理團(tuán)隊(duì)異質(zhì)性對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的影響（趙丙艷, 葛玉輝, 王輝, 2017;Smith, Houghton, Hood, & Ryman, 2006; Sonja & Christian,2016）。但目前學(xué)術(shù)界并未就高管團(tuán)隊(duì)異質(zhì)性和企業(yè)創(chuàng)新績效的關(guān)系達(dá)成一致的見解。部分學(xué)者認(rèn)為高管團(tuán)隊(duì)異質(zhì)性大意味著高管團(tuán)隊(duì)決策信息來源豐富、知識(shí)結(jié)構(gòu)合理,能夠?yàn)槠髽I(yè)創(chuàng)新決策帶來多樣化的視角和觀點(diǎn), 有助于提升企業(yè)創(chuàng)新績效（趙丙艷等, 2017）。另一部分學(xué)者則認(rèn)為高管團(tuán)隊(duì)異質(zhì)性只有在成員決策達(dá)成一致的情況下, 才能對(duì)企業(yè)的創(chuàng)新績效產(chǎn)生積極的影響（Cano, 2006）, 異質(zhì)性較高的團(tuán)隊(duì)容易產(chǎn)生內(nèi)部博弈, 增加團(tuán)隊(duì)內(nèi)部沖突,加大團(tuán)隊(duì)成員間溝通交流的難度, 進(jìn)而降低組織凝聚力、執(zhí)行力和反應(yīng)速度, 對(duì)企業(yè)創(chuàng)新績效產(chǎn)生負(fù)向作用（劉剛等 , 2017）。

為什么學(xué)術(shù)界對(duì)高管團(tuán)隊(duì)異質(zhì)性與企業(yè)創(chuàng)新績效的關(guān)系并未達(dá)成一致呢？盡管近年來學(xué)者們已經(jīng)不再單純的探析高管團(tuán)隊(duì)異質(zhì)性與企業(yè)創(chuàng)新的關(guān)系, 而是將諸如商業(yè)模式（劉剛等, 2017）、戰(zhàn)略決策質(zhì)量（白景坤, 李莎莎,2015）等中介變量以及團(tuán)隊(duì)自反（趙丙艷等, 2017）、管理自主權(quán)（劉兵, 劉佳鑫, 李奕芳, 2015）等調(diào)節(jié)變量納入到高管團(tuán)隊(duì)異質(zhì)性與企業(yè)創(chuàng)新績效關(guān)系研究的框架中。但學(xué)者們大多忽視了高管團(tuán)隊(duì)權(quán)力分布（Distribution of Power among Top Managers/Executives）這一重要變量。事實(shí)上,在預(yù)測和討論組織結(jié)果的整體模型中, 高管團(tuán)隊(duì)權(quán)力分布有著不可替代的作用（Sonja & Christian, 2016）。研究表明, 高管團(tuán)隊(duì)內(nèi)部的權(quán)力分布并不是均等的（Finkelstein,1992）, 也就是說并不是所有高管團(tuán)隊(duì)成員都同等的參與了戰(zhàn)略決策過程, 因此, 高管團(tuán)隊(duì)權(quán)力分布對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的影響通常表現(xiàn)在高管團(tuán)隊(duì)權(quán)力分布不均衡程度對(duì)團(tuán)隊(duì)決策過程和團(tuán)隊(duì)成員意見表達(dá)等方面。戰(zhàn)略管理領(lǐng)域的研究者認(rèn)為, 高管團(tuán)隊(duì)成員間不均衡的權(quán)力分布能夠?qū)F(tuán)隊(duì)成員的態(tài)度、行為、認(rèn)知、情感以及高管團(tuán)隊(duì)決策過程和決策結(jié)果產(chǎn)生影響（Smith et al., 2006）, 進(jìn)而影響企業(yè)的戰(zhàn)略發(fā)展方向、績效水平和企業(yè)創(chuàng)新決策過程（Hambrick,2007）。

縱觀現(xiàn)有研究, 在高管團(tuán)隊(duì)異質(zhì)性和企業(yè)創(chuàng)新的關(guān)系研究中, 性別、年齡、教育水平異質(zhì)性等顯性特征（Dominant Feature）由于比人格、世界觀等隱性特征（Recessive Characteristics）更容易觀察和衡量, 研究頻率也相對(duì)較其他特征高（Finkelstein & Hambrick, 1996）。同時(shí), 自高層梯隊(duì)理論提出以來, 學(xué)者們就將女性高管作為高管團(tuán)隊(duì)研究的一個(gè)重要分支, 隨著時(shí)代的發(fā)展, 中國企業(yè)界女性領(lǐng)導(dǎo)力量逐漸崛起（陳寶杰, 2015）, 高管團(tuán)隊(duì)性別多樣性也再一次引起學(xué)者們的注意。終上所述, 本文擬選取高管團(tuán)隊(duì)成員性別、年齡和教育水平異質(zhì)性為研究變量, 并以帶有高科技性質(zhì)、對(duì)產(chǎn)品和技術(shù)創(chuàng)新要求較高并極大的推動(dòng)了技術(shù)密集型產(chǎn)業(yè)發(fā)展的信息技術(shù)類企業(yè)為研究樣本,嘗試運(yùn)用上市公司公開數(shù)據(jù), 分析高管團(tuán)隊(duì)異質(zhì)性與企業(yè)創(chuàng)新績效的關(guān)系, 并引入高管團(tuán)隊(duì)權(quán)力分布這一調(diào)節(jié)變量,探索高管團(tuán)隊(duì)權(quán)力分布在二者之間的調(diào)節(jié)作用機(jī)制（如圖1）。以期為企業(yè)優(yōu)化高管團(tuán)隊(duì)內(nèi)部結(jié)構(gòu)、提高企業(yè)創(chuàng)新績效提供實(shí)證依據(jù)。

圖1 理論研究模型

2 理論與假設(shè)

2.1 高管團(tuán)隊(duì)異質(zhì)性與企業(yè)創(chuàng)新績效

高管團(tuán)隊(duì)異質(zhì)性（Heterogeneity）是指高管團(tuán)隊(duì)成員在人口統(tǒng)計(jì)學(xué)特征、認(rèn)知觀念、價(jià)值觀以及社會(huì)經(jīng)驗(yàn)等方面的差異（Finkelstein & Hambrick, 1996）, 這種差異可以通過影響包括團(tuán)隊(duì)成員交流頻率、溝通效果、整合程度等在內(nèi)的團(tuán)隊(duì)成員社會(huì)動(dòng)力（Social Dynamics）, 進(jìn)而對(duì)組織產(chǎn)出產(chǎn)生影響。企業(yè)創(chuàng)新績效（Enterprise Innovation Performance）則是指對(duì)企業(yè)創(chuàng)新活動(dòng)的效益和效率的評(píng)價(jià)（賈振全, 孫淑霞, 2013）, 是企業(yè)績效的重要組成部分。目前學(xué)術(shù)界對(duì)企業(yè)創(chuàng)新績效的衡量標(biāo)準(zhǔn)并未達(dá)成一致, 部分學(xué)者認(rèn)為可以從狹義和廣義的角度對(duì)創(chuàng)新績效進(jìn)行衡量; 也有一部分學(xué)者認(rèn)為可以從技術(shù)創(chuàng)新和管理創(chuàng)新兩個(gè)角度對(duì)創(chuàng)新進(jìn)行衡量（馬富萍, 郭曉川, 2010; 榮鵬飛,2015）; 另外還有一部分學(xué)者則主張從定義出發(fā), 采用創(chuàng)新效益和創(chuàng)新效率兩個(gè)維度的指標(biāo)對(duì)企業(yè)創(chuàng)新績效進(jìn)行測度（賈振全, 孫淑霞, 2013）。雖然學(xué)者們并未就企業(yè)創(chuàng)新績效的衡量標(biāo)準(zhǔn)形成統(tǒng)一見解, 但學(xué)者們普遍認(rèn)為高管團(tuán)隊(duì)異質(zhì)性反映了團(tuán)隊(duì)成員在認(rèn)知觀念、信息處理、決策過程中的能力等方面的差異（黃越, 楊乃定, 張宸璐, 2011）,會(huì)對(duì)團(tuán)隊(duì)決策的質(zhì)量和效率產(chǎn)生影響, 進(jìn)而影響企業(yè)創(chuàng)新績效（黃越等, 2011）。

2.1.1 性別異質(zhì)性與企業(yè)創(chuàng)新績效

企業(yè)是一個(gè)開放性的系統(tǒng), 需要不斷從外部環(huán)境中獲取信息和資源（Pfeffer & Salancik, 1978）。高管團(tuán)隊(duì)作為鏈接企業(yè)與外部環(huán)境的橋梁, 在企業(yè)活動(dòng)中起著至關(guān)重要的作用（陳寶杰, 2015）。研究表明, 不同性別的高管團(tuán)隊(duì)成員在思維方式和風(fēng)險(xiǎn)偏好等方面存在著較大差異, 可以幫助企業(yè)（特別是那些擁有較多女性客戶的企業(yè)）更好地分析顧客的消費(fèi)心理和購買行為、更為準(zhǔn)確地把握顧客需求及變化, 從而制定出有針對(duì)性的產(chǎn)品與市場創(chuàng)新策略（曾萍, 鄔綺紅, 2012）。但不同性別之間在行為規(guī)范、態(tài)度和信念等認(rèn)知因素方面存在較大差異, 因此性別差異性較大的團(tuán)隊(duì)容易因意見不一致而發(fā)生團(tuán)隊(duì)內(nèi)部沖突, 降低決策效率, 進(jìn)而對(duì)團(tuán)隊(duì)創(chuàng)新形成潛在威脅（Hambrick, Cho, &Chen, 1996）。由此, 本文提出如下假設(shè):

H1a: 高管團(tuán)隊(duì)性別異質(zhì)性與創(chuàng)新績效間存在顯著負(fù)相關(guān)關(guān)系。

2.1.2 高管團(tuán)隊(duì)年齡異質(zhì)性與企業(yè)創(chuàng)新績效

高管團(tuán)隊(duì)成員年齡不同, 成長環(huán)境及閱歷也不相同。一般來講, 出于對(duì)職業(yè)風(fēng)險(xiǎn)的考慮, 年長的高層管理者會(huì)更多的關(guān)注個(gè)人財(cái)務(wù)狀況和職業(yè)穩(wěn)定性, 在決策時(shí)傾向于選擇較為穩(wěn)妥的戰(zhàn)略; 相比之下, 年輕的高層管理者更加富有創(chuàng)新能力和適應(yīng)能力, 更加迫切的希望在事業(yè)上有所突破, 因此他們易采用風(fēng)險(xiǎn)大、回報(bào)高、極具挑戰(zhàn)的策略（黃越等, 2011）。但不同年齡段的高管成員組合在一起可以形成更加廣泛的社會(huì)關(guān)系情境, 使得企業(yè)創(chuàng)新決策不會(huì)過于激進(jìn)或保守, 并且這種情境避免了團(tuán)隊(duì)中相同年齡段的團(tuán)隊(duì)成員間的相互競爭, 有利于團(tuán)隊(duì)溝通和沖突解決（趙丙艷, 葛玉輝, 劉喜懷, 2015）。因此, 高管團(tuán)隊(duì)年齡異質(zhì)性有利于高管團(tuán)隊(duì)集體創(chuàng)新能力的發(fā)揮, 也有利于提高公司績效（陳忠衛(wèi), 常極, 2009）。由此本文提出以下假設(shè):

H1b: 高管團(tuán)隊(duì)年齡異質(zhì)性與創(chuàng)新績效間存在顯著正相關(guān)關(guān)系。

2.1.3 高管團(tuán)隊(duì)教育水平異質(zhì)性與企業(yè)創(chuàng)新績效

教育水平會(huì)影響團(tuán)隊(duì)成員的性格、習(xí)慣、思維方式以及學(xué)習(xí)能力（劉兵等, 2015）。Smith和Tushuman認(rèn)為（2005）, 教育異質(zhì)性為高管團(tuán)隊(duì)提供了多元化的信息, 能增加高管團(tuán)隊(duì)對(duì)現(xiàn)象背后更深層次的本質(zhì)的理解能力。但研究表明受教育水平較高的管理者在認(rèn)知能力、學(xué)習(xí)能力、理解能力、探索信息的能力和水平以及采取復(fù)雜的管理手段的傾向等方面普遍高于未受高水平教育的管理者（黃越等, 2011; 陳忠衛(wèi), 常極, 2009）, 制定的決策也更為完備（陳忠衛(wèi), 常極, 2009）。相比一般性的目標(biāo)決策, 創(chuàng)新決策風(fēng)險(xiǎn)性更高、信息需求量及決策過程中的沖突性和不確定性更高（趙丙艷等, 2015）。此時(shí), 由于教育水平異質(zhì)性帶來的團(tuán)隊(duì)成員的認(rèn)知偏差, 會(huì)加大高管團(tuán)隊(duì)成員間的溝通難度、降低團(tuán)隊(duì)內(nèi)部凝聚力, 增加團(tuán)隊(duì)內(nèi)部發(fā)生沖突和分歧的可能性（劉兵等, 2015）。因此本文提出以下假設(shè):

H1c: 高管團(tuán)隊(duì)教育水平異質(zhì)性與創(chuàng)新績效間存在顯著負(fù)相關(guān)關(guān)系。

2.2 高管團(tuán)隊(duì)權(quán)力分布及其調(diào)節(jié)作用

在組織中, 權(quán)力被視為一個(gè)人有意識(shí)的對(duì)另一個(gè)或一組人施加影響, 以改變其預(yù)期目標(biāo)的能力（Eisenhardt &Bourgeois, 1988）。自 Hambrick和 Mason（1984）提出高管團(tuán)隊(duì)人口統(tǒng)計(jì)學(xué)特征可以幫助預(yù)測組織績效以來, 學(xué)術(shù)界涌現(xiàn)出了很多基于高管團(tuán)隊(duì)人口統(tǒng)計(jì)學(xué)特征與企業(yè)產(chǎn)出的相關(guān)研究, 但這些研究大部分都是基于TMT成員間權(quán)力均等分配的假定而展開（Sonja & Christian, 2016）。事實(shí)上, 高管團(tuán)隊(duì)內(nèi)部權(quán)力分布并不是均等的（Finkelstein,1992）, 特別是當(dāng)高管團(tuán)隊(duì)權(quán)力集中在某一特定團(tuán)隊(duì)成員,如CEO的情況下時(shí), 這種權(quán)力的不平等會(huì)限制團(tuán)隊(duì)決策過程, 使得決策結(jié)果并不能充分反映所有成員的意見或立場,而是反應(yīng)團(tuán)隊(duì)最高權(quán)力者的偏好、期望及想法（Sonja &Christian, 2016）。事實(shí)上, 盡管CEO對(duì)戰(zhàn)略制定和資源配置具有決定性作用, 但組織決策具有巨大的不確定性和復(fù)雜性, 單單依靠個(gè)體領(lǐng)導(dǎo)者進(jìn)行企業(yè)決策的企業(yè)已經(jīng)很難在日益激烈的市場競爭環(huán)境中獲得優(yōu)勢, 因此, 將高管團(tuán)隊(duì)作為整體研究對(duì)象能幫助我們更好的預(yù)測組織產(chǎn)出（毛新述, 2016）。此時(shí), 高管團(tuán)隊(duì)權(quán)力分布狀況對(duì)于破解“高管團(tuán)隊(duì)整體特征—組織產(chǎn)出”的這一關(guān)系鏈條上的“黑箱”問題具有至關(guān)重要的作用（陳悅明, 葛玉輝, 宋志強(qiáng),2010）。

高管團(tuán)隊(duì)權(quán)力分布是對(duì)高管團(tuán)隊(duì)內(nèi)各成員權(quán)力大小狀況的描述（毛新述, 2016）。權(quán)力分布的不均衡意味著團(tuán)隊(duì)成員對(duì)企業(yè)資源的不對(duì)稱控制（Magee & Smith, 2013）,在一定程度上反應(yīng)不同高管團(tuán)隊(duì)成員對(duì)企業(yè)創(chuàng)新決策的舉手權(quán)和表決權(quán)的大小。在高管團(tuán)隊(duì)的研究背景下, 高管團(tuán)隊(duì)成員多樣性的想法和信息能給團(tuán)隊(duì)提供更多的決策可能性（Hambrick et al., 1996）, 但團(tuán)隊(duì)權(quán)力分布的不均衡會(huì)限制團(tuán)隊(duì)成員的行為, 此時(shí)團(tuán)隊(duì)中權(quán)力較高的成員可能會(huì)影響甚至消除團(tuán)隊(duì)中權(quán)力較小的成員對(duì)團(tuán)隊(duì)決策的影響（Sonja & Christian, 2016）, 引發(fā)團(tuán)隊(duì)分裂和爭斗, 誘發(fā)團(tuán)隊(duì)成員間的任務(wù)沖突和情感沖突（Greer & Vankleef,2010）, 進(jìn)而影響團(tuán)隊(duì)的創(chuàng)新能力以及企業(yè)的創(chuàng)新強(qiáng)度和創(chuàng)新結(jié)果（O`Neill, Allen, & Hastings, 2013）。同時(shí), 在決策過程中團(tuán)隊(duì)中相對(duì)權(quán)力較低的成員出于對(duì)自身安全及個(gè)人決策風(fēng)險(xiǎn)等因素的考慮, 害怕提出與處于支配地位的高管成員的偏好所沖突的意見和建議, 即使想到新穎、富有創(chuàng)新性的想法, 也不會(huì)輕易地表達(dá)自己的觀點(diǎn), 更不會(huì)真正的參與到組織決策制定過程（Dewett, 2004）, 長此以往,這種“敢怒而不敢言”的氛圍必將破壞團(tuán)隊(duì)凝聚力、增加團(tuán)隊(duì)溝通困難, 不利于團(tuán)隊(duì)集思廣益, 共同解決問題。不僅如此, 權(quán)力分布不均衡還會(huì)導(dǎo)致辦公室政治的產(chǎn)生（曹晶 , 楊斌 , 楊百寅 , 2015）。Eisenhardt和 Bourgeois（1988）發(fā)現(xiàn), 辦公室政治會(huì)消耗團(tuán)隊(duì)成員的時(shí)間, 扭曲團(tuán)隊(duì)成員對(duì)彼此意見的感知和理解。此時(shí), 高管團(tuán)隊(duì)內(nèi)部的信息流動(dòng)與分享遭到限制、合作氛圍被破壞、決策制定的速度變低（曹晶等, 2015）, 進(jìn)而對(duì)企業(yè)創(chuàng)新績效產(chǎn)生不利影響。委托代理理論也提出, 當(dāng)高管團(tuán)隊(duì)大部分的權(quán)力集中在某一高管團(tuán)隊(duì)成員身上時(shí), 會(huì)導(dǎo)致較低的企業(yè)價(jià)值和利潤率、更多的對(duì)于收購事件的市場負(fù)向反應(yīng)以及更低的權(quán)力信用評(píng)級(jí)和更高的借貸成本（Bebchuk, Creamers, & Peyer,2011）。由此本文提出如下假設(shè):

H2a:高管團(tuán)隊(duì)權(quán)力分布不均衡程度與創(chuàng)新績效負(fù)相關(guān);

H2b:高管團(tuán)隊(duì)權(quán)力分布不均衡程度對(duì)高管團(tuán)隊(duì)性別異質(zhì)性與創(chuàng)新績效關(guān)系有負(fù)向調(diào)節(jié)作用;

H2c:高管團(tuán)隊(duì)權(quán)力分布不均衡程度對(duì)高管團(tuán)隊(duì)年齡異質(zhì)性與創(chuàng)新績效關(guān)系有負(fù)向調(diào)節(jié)作用;

H2d:高管團(tuán)隊(duì)權(quán)力分布不均衡程度對(duì)高管團(tuán)隊(duì)教育水平異質(zhì)性與創(chuàng)新績效關(guān)系有負(fù)向調(diào)節(jié)作用。

3 研究方法

3.1 數(shù)據(jù)來源與樣本選擇

本文依據(jù)證監(jiān)會(huì)行業(yè)劃分標(biāo)準(zhǔn), 選取了2013-2015年滬深兩地291家A股信息科技類上市公司作為研究樣本。并研究樣本做了如下過濾:剔除有退市風(fēng)險(xiǎn)警示及特別處理的公司;剔除年度數(shù)據(jù)不完整的公司;剔除專利信息不全的公司;剔除高管背景信息及相關(guān)數(shù)據(jù)無法證實(shí)的公司;剔除有重大資產(chǎn)重組、換股合并的公司。最終得到54家信息科技類上市公司2013-2015三年的面板數(shù)據(jù)。本文數(shù)據(jù)均來自CSMAR數(shù)據(jù)庫以及巨潮資訊網(wǎng)（www.cninfo.com.cn）。

3.2 變量測量

3.2.1 高管團(tuán)隊(duì)異質(zhì)性

高管團(tuán)隊(duì)異質(zhì)性包三個(gè)指標(biāo): 性別異質(zhì)性（HS）, 年齡異質(zhì)性（HA）, 教育水平異質(zhì)性（HEL）。分段取值情況如下: 年齡分為: 20～29歲, 30～39歲, 40～49歲, 50～59歲,60～69歲, 70歲以上; 教育水平分為: 1=中專及中專以下,2=大專, 3=本科, 4=碩士研究生, 5=博士研究生, 6=以其他形式公布的學(xué)歷; 并采用Her findal Hirschinan系數(shù)來衡量高管團(tuán)隊(duì)異質(zhì)性。

其中: pi代表高管團(tuán)隊(duì)中第i類成員所占的比重, n代表種類數(shù)量, H值反映了高管團(tuán)隊(duì)（性別、年齡、教育水平）異質(zhì)性水平, H∈（0, 1）, 值越大說明高管團(tuán)隊(duì)異質(zhì)性程度越高。

3.2.2高管團(tuán)隊(duì)權(quán)力分布不均衡程度

本研究首先參考Finkelstein（1992）和曹晶等（2015）學(xué)者提出的高管權(quán)力測量指標(biāo), 分別從結(jié)構(gòu)性權(quán)力、所有權(quán)權(quán)力、聲望權(quán)力和專家權(quán)力四個(gè)角度來測量各個(gè)高管團(tuán)隊(duì)成員相對(duì)權(quán)力。結(jié)合上市公司數(shù)據(jù)獲得情況, 本研究采用兩職兼任、學(xué)歷、薪酬、股權(quán)以及兼任信息5個(gè)測量指標(biāo)來測量每一位高管相對(duì)其他高管的權(quán)力: （1)兩職兼任, 當(dāng)CEO兼任董事長時(shí)取值為1, 當(dāng)CEO兼任其他董事時(shí)取值為0.5, 否則值為0; （2)該高管教育水平得分除以團(tuán)隊(duì)中最高教育水平得分; （3)該高管報(bào)告期薪酬除以團(tuán)隊(duì)中報(bào)告期團(tuán)隊(duì)中最高成員薪酬; （4)該高管年末持股數(shù)除以團(tuán)隊(duì)中最高持股數(shù); （5)該高管現(xiàn)任職位數(shù)量除以團(tuán)隊(duì)中最高現(xiàn)任職位數(shù)量。在計(jì)算出5個(gè)相對(duì)權(quán)力指標(biāo)后,對(duì)5個(gè)相對(duì)權(quán)力指標(biāo)進(jìn)行主成分分析并按特征根大于0.89（累計(jì)貢獻(xiàn)率等于76%）提取主成分, 計(jì)算出主成分綜合得分, 并加總得到各高管的相對(duì)權(quán)力。然后利用高管成員相對(duì)權(quán)力的變異系數(shù)來衡量高管團(tuán)隊(duì)權(quán)力分布不均衡程度（O`Neill et al., 2013）, 高管成員相對(duì)權(quán)力的變異系數(shù)的內(nèi)涵為: 高管團(tuán)隊(duì)成員相對(duì)權(quán)力的標(biāo)準(zhǔn)差除以權(quán)力的均值,計(jì)算公式如下:

公式中, n代表高管團(tuán)隊(duì)人數(shù), i代表該團(tuán)隊(duì)中第i位高管。

3.2.3 企業(yè)創(chuàng)新績效

企業(yè)創(chuàng)新績效作為衡量企業(yè)績效的一個(gè)重要指標(biāo), 是企業(yè)在投入一定的資源要素后所取得的效果和表現(xiàn)出的生產(chǎn)效率的提高（榮鵬飛, 2015）。Ren, Zeng和Krabbendam（2010）指出, 企業(yè)創(chuàng)新是在創(chuàng)新戰(zhàn)略引導(dǎo)下, 在市場與技術(shù)因素的推動(dòng)與作用下, 通過概念產(chǎn)生、產(chǎn)品開發(fā)、技術(shù)獲得、流程創(chuàng)新的整個(gè)創(chuàng)新過程獲得創(chuàng)新成果、市場份額以及提高創(chuàng)新成功率的活動(dòng), 因此本文擬將企業(yè)創(chuàng)新績效的測量指標(biāo)劃分為研發(fā)投入（RI, 單位: 百萬）、專利數(shù)（QP,單位: 件）, 其中研發(fā)投入衡量企業(yè)創(chuàng)新努力程度, 專利數(shù)表征企業(yè)創(chuàng)新成果。

3.2.4 控制變量

本文考察了以下兩個(gè)變量: （1)高管團(tuán)隊(duì)平均年齡。年齡不同, 對(duì)待創(chuàng)新的態(tài)度也不同。研究表明, 年齡較大的高管成員更加傾向于規(guī)避風(fēng)險(xiǎn), 在心理上偏向于認(rèn)同組織現(xiàn)狀因而不會(huì)輕易改變現(xiàn)狀（Hambrick & Mason,1984）, 相比之下, 年輕高管則更喜歡冒險(xiǎn), 更愿意去嘗試創(chuàng)新戰(zhàn)略行動(dòng); （2)高管團(tuán)隊(duì)成員平均教育水平。高管團(tuán)隊(duì)平均教育水平, 可以反應(yīng)高管團(tuán)隊(duì)整體受教育程度、對(duì)新知識(shí)和新事物的接受程度以及其認(rèn)知和學(xué)習(xí)能力。

表1 主要變量均值、方差和相關(guān)性分析結(jié)果

4 研究結(jié)果

4.1 變量描述性統(tǒng)計(jì)分析

本研究涉及54個(gè)企業(yè)三年共1375個(gè)高管樣本, 高管團(tuán)隊(duì)平均成員數(shù)為8.5。其中兩職兼任的高管占比11%, 女性高管占比23.2%, 年齡在30-59歲的高管占總體高管人數(shù)的96%, 且年齡在40～49歲的高管成員占總體高管人數(shù)的51.8%, 本科和碩士學(xué)位的高管成員占比分別為40.6%和40.7%。

各變量均值、方差及相關(guān)性分析結(jié)果如下（如表1所示）, 從表中可以看出各解釋變量間相關(guān)性較低, 滿足實(shí)證分析的要求。從控制變量來看, 高管團(tuán)隊(duì)平均教育水平與專利產(chǎn)出呈顯著的正相關(guān)關(guān)系（r = 0.18, p ＜ 0.05）, 說明高管團(tuán)隊(duì)平均教育水平越高企業(yè)創(chuàng)新績效越好。從本研究的主要變量來看, 性別異質(zhì)性與研發(fā)投入（r = -0.23, p ＜0.01）、專利產(chǎn)出（r = -0.33, p ＜ 0.001）都呈顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系, 說明高管團(tuán)隊(duì)性別異質(zhì)性越大, 企業(yè)創(chuàng)新績效越低,驗(yàn)證了假設(shè)H1a.

表2 回歸分析結(jié)果

4.2 多元回歸結(jié)果

為了進(jìn)一步驗(yàn)證各變量之間的關(guān)系以及高管團(tuán)隊(duì)權(quán)力分布不均衡程度的調(diào)節(jié)作用, 本研究運(yùn)用SPSS19.0軟件,采用多元線性回歸的方法對(duì)收集到的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行了分析?；貧w分析結(jié)果如表 2 所示。從表中可以看出各模型F值顯著, 代表各模型基本滿足研究要求。

首先就控制變量來說, 高管團(tuán)隊(duì)平均教育水平與研發(fā)投入在模型 1（β = 0.42, p ＜ 0.001）、模型 2（β = 0.41, p＜ 0.001）、模型 3（β = 0.47, p ＜ 0.001）中都呈顯著的正相關(guān)。高管團(tuán)隊(duì)平均年齡與專利數(shù)（β = 0.26, p ＜ 0.01）呈顯著的正相關(guān)關(guān)系。高管團(tuán)隊(duì)性別異質(zhì)性與企業(yè)研發(fā)投入（β = -0.3, p ＜ 0.001）和專利數(shù)（β = -0.28, p ＜ 0.001）都呈顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系, 驗(yàn)證了假設(shè)H1a。高管團(tuán)隊(duì)年齡異質(zhì)性與研發(fā)投入和專利數(shù)無顯著相關(guān)關(guān)系, 假設(shè)H1b未得到驗(yàn)證。高管團(tuán)隊(duì)教育水平異質(zhì)性與企業(yè)研發(fā)投入無顯著相關(guān)關(guān)系, 但與專利數(shù)（β = -0.17, p ＜ 0.05）呈顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系, 驗(yàn)證了假設(shè)H1c。從模型3和模型6中可以看出, 加入調(diào)節(jié)變量高管團(tuán)隊(duì)權(quán)力分布不均衡程度過后, 模型調(diào)整后的擬合度都大于相應(yīng)的未加入調(diào)節(jié)變量的模型, 說明調(diào)節(jié)變量具有顯著的調(diào)節(jié)作用。我們可以看到, TPI與研發(fā)投入（β = -0.9, p ＜ 0.01）以及專利數(shù)（β=-1.34, p ＜ 0.001）均呈負(fù)相關(guān)關(guān)系, 驗(yàn)證了假設(shè)H2a。交互作用項(xiàng) TPI×HS 與研發(fā)投入（β = -0.89, p ＜ 0.001）、專利數(shù)（β = -1.38, p ＜ 0.001）呈顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系, 假設(shè)H2b成立。在模型6中, 加入調(diào)節(jié)變量高管團(tuán)隊(duì)權(quán)力分布不均衡程度過后, 模型調(diào)整后的擬合度都大于相應(yīng)的未加入調(diào)節(jié)變量的模型4, 交互作用項(xiàng)TPI×HEL與專利數(shù)（β= -0.31, p ＜ 0.05）呈顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系, 假設(shè)H2d成立。假設(shè)H2c沒有得到驗(yàn)證。

5 討論

企業(yè)創(chuàng)新績效直接關(guān)系著企業(yè)未來的生存和發(fā)展, 因此, 不斷提升企業(yè)創(chuàng)新績效是當(dāng)今環(huán)境下企業(yè)的共同選擇（陳寶潔, 2015）。高管團(tuán)隊(duì)作為企業(yè)經(jīng)營決策的重要群體,在幫助企業(yè)獲取及時(shí)準(zhǔn)確的信息、稀缺有限的資源、高端先進(jìn)的技術(shù)和充足有效的資金支持, 進(jìn)而提升企業(yè)創(chuàng)新績效的過程中發(fā)揮著至關(guān)重要的作用（賈振全, 孫淑霞,2013）。在高管團(tuán)隊(duì)與企業(yè)創(chuàng)新績效相關(guān)關(guān)系的研究中, 高管團(tuán)隊(duì)異質(zhì)性始終占據(jù)著非常重要的地位, 但目前學(xué)術(shù)界并未就高管團(tuán)隊(duì)異質(zhì)性與企業(yè)創(chuàng)新績效的關(guān)系達(dá)成統(tǒng)一見解。本研究打破傳統(tǒng)高管團(tuán)隊(duì)與企業(yè)產(chǎn)出的相關(guān)研究中各個(gè)高管團(tuán)隊(duì)成員權(quán)力均等分配的假定（Sonja & Christian,2016）, 在研究時(shí)引入高管團(tuán)隊(duì)權(quán)力分布這一重要變量, 分析高管團(tuán)隊(duì)權(quán)力分布的調(diào)節(jié)機(jī)制, 以期對(duì)優(yōu)化高管團(tuán)隊(duì)內(nèi)部權(quán)力配置、提升企業(yè)創(chuàng)新績效提供一定的理論貢獻(xiàn)和實(shí)踐依據(jù)。

5.1 理論意義

首先, 在經(jīng)濟(jì)深度全球化和網(wǎng)絡(luò)信息化的背景下, 市場競爭日漸激烈、顧客需求多樣化的趨勢漸增、技術(shù)更新加劇, 企業(yè)只有不斷創(chuàng)新才能獲得持續(xù)成長（白景坤, 李莎莎, 2015）。盡管近年來學(xué)術(shù)界產(chǎn)生了許多有關(guān)高管團(tuán)隊(duì)異質(zhì)性與企業(yè)產(chǎn)出的研究成果, 但過去的研究大多認(rèn)為企業(yè)創(chuàng)新績效是由企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新所帶來的直接或間接的經(jīng)濟(jì)效益（白景坤, 李莎莎, 2015）, 因此在衡量企業(yè)創(chuàng)新績效時(shí)多采用諸如凈資產(chǎn)收益率（劉兵等, 2015）等直觀經(jīng)濟(jì)結(jié)果, 或者決策者主觀上對(duì)企業(yè)績效的評(píng)價(jià)（肖挺等,2013; 馬富萍, 郭曉川, 2010; 白景坤, 李莎莎, 2015）。事實(shí)上, 在市場經(jīng)濟(jì)體制下, 企業(yè)的直觀經(jīng)濟(jì)提升大多離不開新產(chǎn)品的上市或者產(chǎn)品的更新?lián)Q代, 而新產(chǎn)品的上市或者產(chǎn)品的更新及升級(jí)往往伴隨著很多專利和新技術(shù)的運(yùn)用, 因此, 本研究采用研發(fā)投入來衡量企業(yè)創(chuàng)新努力程度,采用專利數(shù)表征企業(yè)創(chuàng)新成果, 擴(kuò)展了異質(zhì)性和企業(yè)績效的研究框架。

本研究發(fā)現(xiàn), 性別的差異使得不同性別的高管成員在職業(yè)經(jīng)歷、決策偏好等方面都存在顯著差異, 這種差異會(huì)加大團(tuán)隊(duì)成員溝通難度, 降低團(tuán)隊(duì)決策效率, 特別是在面對(duì)復(fù)雜的處境和問題時(shí), 這種差異會(huì)加大團(tuán)隊(duì)成員達(dá)成共識(shí)的難度, 不利于企業(yè)創(chuàng)新。與此同時(shí), 與高教育水平相對(duì)應(yīng)的是高管團(tuán)隊(duì)成員的高學(xué)習(xí)能力和適應(yīng)能力。本研究發(fā)現(xiàn)高管團(tuán)隊(duì)教育水平異質(zhì)性越大, 團(tuán)隊(duì)成員思維模式和處事方式的差異性就越大, 這種差異會(huì)加大團(tuán)隊(duì)沖突, 增加團(tuán)隊(duì)內(nèi)達(dá)成一致的難度, 進(jìn)而降低企業(yè)創(chuàng)新績效。因此,在組建高管團(tuán)隊(duì)時(shí), 要充分考慮到高管團(tuán)隊(duì)的整體受教育水平, 同時(shí)在日常工作中也要注重對(duì)高層管理團(tuán)隊(duì)成員的再培養(yǎng)和再教育。

其次, 高管團(tuán)隊(duì)權(quán)力分布作為影響決策過程的重要因素之一, 在以往的研究中并未引起學(xué)者們足夠的關(guān)注, 過往學(xué)者們?cè)谔接懜吖軋F(tuán)隊(duì)異質(zhì)性與企業(yè)產(chǎn)出時(shí), 大多基于團(tuán)隊(duì)成員權(quán)力平等分配這一假定展開（Sonja & Christian,2016）, 鮮有幾篇有關(guān)權(quán)力分布的研究也更多的將注意力集中在高管團(tuán)隊(duì)權(quán)力分布對(duì)企業(yè)產(chǎn)出的直接影響（曹晶等,2015）, 忽視了團(tuán)隊(duì)成員間權(quán)力分布情況在高管特征及企業(yè)產(chǎn)出之間所起到的調(diào)節(jié)效應(yīng)。因此, 本研究將高管團(tuán)隊(duì)權(quán)力分布引入研究框架。根據(jù)高管團(tuán)隊(duì)權(quán)力分布不均衡程度調(diào)節(jié)作用的驗(yàn)證結(jié)果, 對(duì)各個(gè)模型分別加入調(diào)節(jié)變量后,調(diào)整后的擬合度大于之前的模型, 且結(jié)果顯示, 高管團(tuán)隊(duì)權(quán)力分布對(duì)高管團(tuán)隊(duì)異質(zhì)性與企業(yè)創(chuàng)新績效之間的關(guān)系起到了明顯的負(fù)向調(diào)節(jié)作用。高管團(tuán)隊(duì)權(quán)力分布的不均衡程度越大, 說明團(tuán)隊(duì)成員對(duì)企業(yè)資源的控制越不均等（Magee& Smith, 2013）, 在決策過程的決策權(quán)力差異也越大, 這種不均衡使得團(tuán)隊(duì)中相對(duì)權(quán)力較小的高管成員出于對(duì)自己的保護(hù), 不敢輕易表達(dá)自己的想法（Dewett, 2004）, 限制了團(tuán)隊(duì)的交流和信息共享, 破壞團(tuán)隊(duì)氛圍, 降低團(tuán)隊(duì)決策效率, 進(jìn)而降低組織創(chuàng)新績效。

5.2 實(shí)踐意義

企業(yè)高管團(tuán)隊(duì)是企業(yè)日?；顒?dòng)中重要經(jīng)營及戰(zhàn)略決策的制定者和監(jiān)督者, 其特征多樣性和團(tuán)隊(duì)決策過程在很大程度上決定了團(tuán)隊(duì)決策結(jié)果, 進(jìn)而影響包括企業(yè)創(chuàng)新績效在內(nèi)的企業(yè)產(chǎn)出。本研究通過實(shí)證分析發(fā)現(xiàn): 高管團(tuán)隊(duì)異質(zhì)性與企業(yè)創(chuàng)新績效具有顯著的相關(guān)關(guān)系; 同時(shí), 高管團(tuán)隊(duì)權(quán)力分布不均衡程度對(duì)高管團(tuán)隊(duì)異質(zhì)性與企業(yè)創(chuàng)新績效的關(guān)系有顯著的調(diào)節(jié)作用。

依據(jù)本研究結(jié)果, 可得到如下管理啟示: 第一, 不同性別的高管團(tuán)隊(duì)成員在經(jīng)歷、偏好等諸多方面存在差異,這種差異既能使高管團(tuán)隊(duì)在決策時(shí)將盡可能多的決策因素納入考慮之中, 幫助高管團(tuán)隊(duì)完善決策信息; 同時(shí)也可能增加高管團(tuán)隊(duì)成員間的沖突, 加大溝通難度。因此, 組織在建立高管團(tuán)隊(duì)時(shí), 要注意團(tuán)隊(duì)成員的性別搭配, 加強(qiáng)團(tuán)隊(duì)成員間的溝通和交流, 發(fā)揮不同性別高管的性別特征,爭取將男性高管的大膽、果斷和女性高管的細(xì)膩、謹(jǐn)慎等性格特征融會(huì)貫通, 進(jìn)而提高企業(yè)創(chuàng)新績效。第二, 教育水平對(duì)一個(gè)人的性格和他對(duì)社會(huì)、事物的認(rèn)知和態(tài)度的形成, 以及其世界觀、人生觀的確立, 具有十分重要的影響。因此, 當(dāng)教育水平異質(zhì)性較大時(shí), 團(tuán)隊(duì)成員由于對(duì)同一件事認(rèn)知的差異較大, 較難達(dá)成一致。這就要求企業(yè)一方面注意吸納高層次人才加入企業(yè)高管團(tuán)隊(duì)陣容, 一方面積極鼓勵(lì)現(xiàn)有高管團(tuán)隊(duì)成員不斷加強(qiáng)自身學(xué)習(xí), 不斷學(xué)習(xí)新的知識(shí)和思維方式以縮短因教育水平不同而帶來的個(gè)體認(rèn)知差異。第三, 高管權(quán)力分布能夠影響決策過程中擁有不同權(quán)力的高管團(tuán)隊(duì)成員對(duì)于決策的提出、建議和決定的權(quán)力大小。因此, 企業(yè)應(yīng)優(yōu)化組織權(quán)力配置, 制定科學(xué)的決策流程和機(jī)制, 創(chuàng)造輕松的溝通氛圍, 使權(quán)力相對(duì)較低的團(tuán)隊(duì)成員勇于表達(dá)自己的意見, 避免權(quán)力相對(duì)較大的成員對(duì)決策結(jié)果享有絕對(duì)的控制權(quán), 同時(shí)也要致力于減少內(nèi)部沖突帶來的無效溝通。

6 研究不足與未來展望

本研究雖然對(duì)高管團(tuán)隊(duì)異質(zhì)性與企業(yè)創(chuàng)新績效的關(guān)系以及高管團(tuán)隊(duì)權(quán)力分布不均衡程度的調(diào)節(jié)效應(yīng)做出了一定的貢獻(xiàn), 但仍然存在一些不足, 有待進(jìn)一步研究和探索。第一、由于本研究的樣本為滬深兩地A股信息技術(shù)類上市公司, 因此本研究結(jié)論僅能證明信息技術(shù)類企業(yè)的一般規(guī)律, 未來可以擴(kuò)大研究樣本的范圍, 進(jìn)一步尋找權(quán)力分布不均衡程度、高管團(tuán)隊(duì)異質(zhì)性以及企業(yè)創(chuàng)新績效之間的普遍規(guī)律。第二、本文在考察企業(yè)創(chuàng)新成果時(shí), 采用的衡量指標(biāo)是專利數(shù)量, 只在數(shù)量上對(duì)創(chuàng)新成果進(jìn)行了考察, 未考慮到各個(gè)專利在創(chuàng)新的重要性程度以及各個(gè)專利所帶來的經(jīng)濟(jì)效益的差別, 未來可進(jìn)一步開發(fā)企業(yè)創(chuàng)新績效的衡量標(biāo)準(zhǔn), 對(duì)企業(yè)創(chuàng)新績效進(jìn)行更加全面的測量。第三、本文的研究數(shù)據(jù)是基于上市公司公開數(shù)據(jù)而展開的, 雖然真實(shí)、可靠, 但缺乏對(duì)高管團(tuán)隊(duì)內(nèi)部過程的探討, 未來可進(jìn)一步探索高管團(tuán)隊(duì)權(quán)力分布對(duì)高管團(tuán)隊(duì)決策過程中內(nèi)部溝通以及團(tuán)隊(duì)沖突管理等變量與企業(yè)創(chuàng)新績效的關(guān)系的影響機(jī)制。

同時(shí), 自Hambrick和Mason（1984）提出“高階理論”以來, 學(xué)術(shù)界對(duì)于企業(yè)高管團(tuán)隊(duì)的研究就從未停止, 但現(xiàn)有的有關(guān)高管團(tuán)隊(duì)的研究大多單純從理論的角度構(gòu)建研究框架, 或通過對(duì)高管團(tuán)隊(duì)整體特征及各成員特征中可量化的部分進(jìn)行相關(guān)關(guān)系的測量、計(jì)算與分析, 無法細(xì)致的描述和測量成員在決策過程中的行為和心理特征。在未來的研究中可嘗試采用諸如扎根理論方法等質(zhì)性的研究方法,深入觀測高管團(tuán)隊(duì)特征、決策過程以及其對(duì)團(tuán)隊(duì)結(jié)果和企業(yè)產(chǎn)出的影響。

7 結(jié)論

通過對(duì)54個(gè)企業(yè)三年共1375個(gè)高管成員的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸分析, 本研究得出以下結(jié)論: 首先, 在控制了高管團(tuán)隊(duì)的平均年齡和平均教育水平以后, 高管團(tuán)隊(duì)性別異質(zhì)性和教育水平異質(zhì)性均與企業(yè)創(chuàng)新績效呈顯著負(fù)相關(guān)關(guān)系。然后, 高管團(tuán)隊(duì)權(quán)力分布不均衡程度對(duì)高管團(tuán)隊(duì)異質(zhì)性和企業(yè)創(chuàng)新績效的關(guān)系具有顯著的調(diào)節(jié)作用。具體而言,高管團(tuán)隊(duì)權(quán)力分布不均衡程度對(duì)高管團(tuán)隊(duì)性別異質(zhì)性、教育水平異質(zhì)性與企業(yè)創(chuàng)新績效的關(guān)系均有顯著的負(fù)向調(diào)節(jié)作用。

參考文獻(xiàn)

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