周鵬冉，劉海兵

（1.天津師范大學(xué)教育學(xué)部，天津300387；2.浙江大學(xué)管理學(xué)院，杭州310058）

創(chuàng)新是用于提升企業(yè)價值的新技術(shù)、新戰(zhàn)略、新生產(chǎn)的開發(fā)過程，對企業(yè)長期競爭優(yōu)勢的構(gòu)建和可持續(xù)十分關(guān)鍵，尤其在高競爭性行業(yè)中［1］。縱觀當(dāng)前世界制造業(yè)發(fā)展態(tài)勢和各國對制造業(yè)未來的布局，制造業(yè)已成為各國紛紛爭奪的制造點(diǎn)，如美國“先進(jìn)制造伙伴關(guān)系”、德國“工業(yè)4.0”、英國“工業(yè)2050”、日本“再興戰(zhàn)略”等。在這樣的背景下，中國制造企業(yè)如何提升自主創(chuàng)新能力，克服“卡脖子”的關(guān)鍵核心共性技術(shù)，從而攀升價值鏈中高端，是一個熱點(diǎn)問題也是一個難題。

十八大以來，以習(xí)近平同志為核心的黨中央對科技創(chuàng)新和制造業(yè)的發(fā)展高度重視，提出“創(chuàng)新是引領(lǐng)發(fā)展的第一動力”。正視中國制造業(yè)與世界先進(jìn)制造的差距，是調(diào)整制造業(yè)發(fā)展范式的基礎(chǔ)，2018年5月，習(xí)近平總書記在兩院院士大會上指出了中國制造面臨的瓶頸，認(rèn)為“企業(yè)對基礎(chǔ)研究重視不夠，重大原創(chuàng)性成果缺乏，底層基礎(chǔ)技術(shù)、基礎(chǔ)工藝能力不足，工業(yè)母機(jī)、高端芯片、基礎(chǔ)軟硬件、開發(fā)平臺、基本算法、基礎(chǔ)元器件、基礎(chǔ)材料等瓶頸仍然突出，關(guān)鍵核心技術(shù)受制于人的局面沒有得到根本性改變”［2］。這說明，作為后發(fā)企業(yè)（latecomer firms）的中國制造業(yè)在經(jīng)歷了“二次創(chuàng)新”（secondary innovation）［3］的發(fā)展后，盡管積累了一定的技術(shù)資產(chǎn)和互補(bǔ)性資產(chǎn)，但在關(guān)鍵核心技術(shù)、行業(yè)共性技術(shù)上還需要更多的重要創(chuàng)新（major innovation），或者說根本性創(chuàng)新（radical innovation），因此，要實(shí)現(xiàn)“超越-追趕”（beyond catching-up）［4］先發(fā)企業(yè)的宏偉藍(lán)圖，推動中國制造企業(yè)搶占制造業(yè)的制高點(diǎn)，必須要以技術(shù)創(chuàng)新為核心提高企業(yè)自主創(chuàng)新能力。

如何提高中國制造企業(yè)自主創(chuàng)新能力呢？高管團(tuán)隊（top management team，TMT）是其中一個十分重要的切入點(diǎn)，Hambrick和 Mason［5］提出的高層梯隊理論（upper echelons theory）和Lau 和 Murnighan［6］提出的團(tuán)隊斷層理論（team faultline theory）都證實(shí)了這一點(diǎn)。這是因為，高管團(tuán)隊是企業(yè)戰(zhàn)略的制定者，也是企業(yè)競爭優(yōu)勢的搜索者、定義者和構(gòu)建者。但由于不同的高管個體特征，使高管團(tuán)隊的認(rèn)知整合面臨不同選擇，進(jìn)而產(chǎn)生不同的戰(zhàn)略決策，特別是對投資高且收益具有高度不確定性的創(chuàng)新戰(zhàn)略影響更大。而在高管團(tuán)隊認(rèn)知整合過程中，CEO 的作用至關(guān)重要［5，7-8］。

然而，在關(guān)于CEO個性特征的研究中，關(guān)于CEO任期的研究并不多，就已有研究看，主要集中在CEO任期對公司壞消息［9］、公司并購、高管晉升［10］、資本結(jié)構(gòu)、公司治理、公司績效［11］、研發(fā)投入［12］的影響。且已有的研究結(jié)論不盡一致，在關(guān)于CEO任期對研發(fā)投入的影響方面存在兩種觀點(diǎn)：一種觀點(diǎn)認(rèn)為CEO任期正向調(diào)節(jié)企業(yè)研發(fā)投資強(qiáng)度［12］，另外一種觀點(diǎn)認(rèn)為CEO任期負(fù)向影響企業(yè)創(chuàng)新投入［13］。

綜合上述，已有研究還有明顯的研究缺口，其一，創(chuàng)新投入、研發(fā)投資的概念并不等同于自主創(chuàng)新能力，提升中國制造企業(yè)自主創(chuàng)新能力迫在眉睫，CEO任期是一個影響企業(yè)長期研發(fā)戰(zhàn)略的重要因素，但CEO任期與中國制造企業(yè)自主創(chuàng)新能力之間呈何種關(guān)系，目前尚缺乏CEO任期為突破口的研究；其二，CEO任期對企業(yè)創(chuàng)新投入正負(fù)效應(yīng)的兩種觀點(diǎn)，說明了CEO任期與企業(yè)創(chuàng)新投入之間并非單純的線性關(guān)系，而是受與其他因素交互效應(yīng)影響的一種非線性關(guān)系，存在一個促進(jìn)中國制造企業(yè)自主創(chuàng)新性能力提升的適度區(qū)間，因為個體特征存在多重性與聚合作用［14］，事實(shí)上，CEO任期能否在長期創(chuàng)新戰(zhàn)略上投入注意力，不僅取決于CEO自身（CEO任期），還取決于CEO對高管團(tuán)隊的控制力（以CEO權(quán)力集中度表征），團(tuán)隊斷層理論（team faultline theory）［6］研究已證實(shí)了CEO權(quán)力集中度的影響，但目前也缺乏以CEO權(quán)力集中度為調(diào)節(jié)變量進(jìn)行CEO任期對企業(yè)創(chuàng)新能力影響的研究。

鑒于此，本文的研究主要解決以下3個基本問題：①CEO任期與中國制造企業(yè)自主創(chuàng)新能力之間的關(guān)系；②促進(jìn)中國制造企業(yè)自主創(chuàng)新能力提升的CEO任期適度區(qū)間；③CEO權(quán)力集中度在CEO任期與中國制造企業(yè)自主創(chuàng)新關(guān)系中的調(diào)節(jié)效應(yīng)。

一、文獻(xiàn)回顧與研究假設(shè)

（一）CEO任期與中國制造企業(yè)自主創(chuàng)新能力

委托代理理論是早期CEO相關(guān)研究的基礎(chǔ)理論，CEO代表董事會負(fù)責(zé)公司的實(shí)際運(yùn)營，CEO從公司績效提升中獲得個人利益。但這樣的一套邏輯在后期實(shí)踐中引起越來越多學(xué)者的注意，CEO任期會對公司的長短期戰(zhàn)略選擇產(chǎn)生重要影響［15］。相比任期很短的CEO，任期較長的CEO會更傾向于中長期財務(wù)回報，他們會立足于公司可持續(xù)競爭優(yōu)勢的構(gòu)建來獲得長期的市場績效，因而更傾向于投資中長期項目，譬如努力改善企業(yè)財務(wù)結(jié)構(gòu)［16］、重視企業(yè)研發(fā)［12］等。而任期很短的CEO，因為對未來公司職位的擔(dān)憂，會更看重短期的市場表現(xiàn)，這會使CEO在和公司董事會談判職位薪酬時擁有更高的議價能力?？傮w上呈現(xiàn)出CEO任期越長，越重視研發(fā)戰(zhàn)略、提高企業(yè)創(chuàng)新能力來獲取長期競爭優(yōu)勢。

這一總體趨勢與中國制造企業(yè)自主創(chuàng)新能力的發(fā)展過程基本吻合。以華為、海爾為代表的中國制造“現(xiàn)象級企業(yè)”［17］，在任正非、張瑞敏長期的帶領(lǐng)下，能夠根據(jù)企業(yè)所處的外部環(huán)境和企業(yè)自身定位及時制定長期戰(zhàn)略目標(biāo)［18］，使企業(yè)十分注重創(chuàng)新體系的構(gòu)建，兩家公司先后大致經(jīng)歷了技術(shù)引進(jìn)-模仿創(chuàng)新-自主創(chuàng)新的創(chuàng)新路徑［19］，企業(yè)自主創(chuàng)新能力得到大幅提升。華為更是以《華為基本法》為制度保障確保企業(yè)每年將不低于10%的主營業(yè)務(wù)收入投入研發(fā)。目前華為致力于全球5G業(yè)務(wù)的領(lǐng)先者，而海爾則引領(lǐng)傳統(tǒng)家電品牌向物聯(lián)網(wǎng)時期的生態(tài)品牌轉(zhuǎn)型，連續(xù)8年蟬聯(lián)世界家電品牌價值榜首［8］?？梢钥闯?，兩家公司自主創(chuàng)新能力提升的其中一條重要規(guī)律就是CEO保持了30多年的任期，且在高管團(tuán)隊和企業(yè)員工中有很高的威望和魅力。中國制造企業(yè)的案例進(jìn)一步證實(shí)了CEO任期越長，越有利于提升自主創(chuàng)新能力的可能。其中，“自主創(chuàng)新”的概念首先由陳勁［20］提出，與模仿創(chuàng)新、二次創(chuàng)新等概念相對應(yīng)，說明企業(yè)擁有完全知識產(chǎn)權(quán)開發(fā)新產(chǎn)品的能力。

基于上述分析，本文提出以下假設(shè)：

CEO任期越長，越有利于中國制造企業(yè)自主創(chuàng)新能力提升（H1a）；

CEO權(quán)力集中度與中國制造企業(yè)自主創(chuàng)新能力呈倒“U”型關(guān)系（H1b）。

（二）CEO權(quán)力集中度與中國制造企業(yè)自主創(chuàng)新能力

創(chuàng)新面臨的巨大投入和創(chuàng)新反饋高度的不確定性，成為企業(yè)創(chuàng)新戰(zhàn)略選擇的一道屏障，也由于缺乏較好的創(chuàng)新可預(yù)見性，其容易使高管團(tuán)隊內(nèi)部容易產(chǎn)生沖突和分歧。而創(chuàng)新戰(zhàn)略是一項包含創(chuàng)新方式和創(chuàng)新強(qiáng)度的多種組合的復(fù)雜系統(tǒng)，因此，CEO在整合高管團(tuán)隊創(chuàng)新認(rèn)識并最終做出創(chuàng)新戰(zhàn)略選擇具有重要意義。整合高管團(tuán)隊認(rèn)知中，CEO權(quán)力是一個關(guān)鍵因素，這已經(jīng)被海爾和華為兩家中國制造企業(yè)的發(fā)展所證實(shí)。海爾先后經(jīng)歷了名牌化戰(zhàn)略、多元化戰(zhàn)略、國際化戰(zhàn)略、全球化戰(zhàn)略和網(wǎng)絡(luò)化戰(zhàn)略，以技術(shù)創(chuàng)新的角度看，華為則經(jīng)歷了從跟跑到并跑再到領(lǐng)跑的發(fā)展過程，已有關(guān)于海爾、華為兩家公司的多篇案例研究顯示［8，21-22］，企業(yè)創(chuàng)始人（張瑞敏、任正非）能夠根據(jù)環(huán)境變化、前瞻性地迅速地作出反應(yīng)，并推動企業(yè)戰(zhàn)略變革和創(chuàng)新是兩家企業(yè)成長的共性經(jīng)驗。并且在本文作者實(shí)地調(diào)研兩家企業(yè)的過程中，通過一手資料分析和田野調(diào)查式的觀察發(fā)現(xiàn)，創(chuàng)始人在企業(yè)戰(zhàn)略變革和創(chuàng)新中擁有較好的權(quán)威，很大程度上控制著公司經(jīng)營、投資、籌資等戰(zhàn)略決策，享有比較集中的決策權(quán)［14］，員工對創(chuàng)始人有高度認(rèn)同感。這說明，CEO的權(quán)力顯著影響中國制造企業(yè)創(chuàng)新戰(zhàn)略，進(jìn)而影響自主創(chuàng)新能力。

CEO權(quán)力集中度是一個表征CEO對高管團(tuán)隊權(quán)力控制力的概念，CEO權(quán)力集中度，說明CEO個體戰(zhàn)略決策對高管團(tuán)隊成員的戰(zhàn)略整合和控制越強(qiáng)。已有研究表明，CEO權(quán)力集中度越高，可能越有利于制定獲取可持續(xù)競爭優(yōu)勢的研發(fā)戰(zhàn)略，提升企業(yè)創(chuàng)新能力，但也有可能因為CEO個人的偏好而選擇保守型研發(fā)戰(zhàn)略，更重視較為穩(wěn)定的財務(wù)績效［23］，從而抑制創(chuàng)新能力。此外，還有研究認(rèn)為CEO權(quán)力集中度與財務(wù)績效呈倒“U”型［24-25］。這說明，CEO權(quán)力集中度是一個應(yīng)對高管團(tuán)隊斷裂（TMT heterogeneity）的概念，并非CEO權(quán)力集中度越高越好，這樣可以避免在CEO權(quán)力集中度很高的情況下，因為CEO厭惡財務(wù)風(fēng)險［23］而招致的企業(yè)忽視研發(fā)投入使企業(yè)創(chuàng)新能力下降的趨勢。

基于上述分析，本文提出以下假設(shè)：

總體上CEO權(quán)力集中度越高，越有利于中國制造企業(yè)自主創(chuàng)新能力提升（H2a）；

CEO權(quán)力集中度與中國制造企業(yè)自主創(chuàng)新能力呈倒“U”型關(guān)系（H2b）。

（三）CEO權(quán)力集中度的調(diào)節(jié)效應(yīng)

如前文所述，已有的實(shí)證研究和案例研究都說明，CEO任期對中國制造企業(yè)自主創(chuàng)新能力的影響會受到CEO權(quán)力集中度的調(diào)節(jié)作用，換言之，CEO任期與CEO權(quán)力集中度的交互效應(yīng)顯著影響中國制造企業(yè)自主創(chuàng)新能力。

假定CEO任期與中國制造企業(yè)自主創(chuàng)新能力呈倒“U”型關(guān)系，同時CEO權(quán)力集中度也與中國制造企業(yè)自主創(chuàng)新能力呈倒“U”型關(guān)系，且CEO權(quán)力集中度是CEO任期與中國制造企業(yè)自主創(chuàng)新能力之間的調(diào)節(jié)變量，從理論上講，會使CEO任期與自主創(chuàng)新能力之間的倒“U”型曲線更加“陡峭”，這意味著CEO權(quán)力集中度放大了CEO任期對自主創(chuàng)新能力的貢獻(xiàn)，但同時又適度收縮了CEO任期的適度區(qū)間，正所謂“用人不疑、疑人不用”。若CEO任期過長，且CEO權(quán)力集中度又大，則會加劇對自主創(chuàng)新能力的負(fù)向效應(yīng)，這或許是因為CEO開始傾向于采取保守的研發(fā)戰(zhàn)略，選擇相對穩(wěn)定的中短期財務(wù)績效，而企業(yè)員工又往往陷入對這類CEO“盲目崇拜”式的跟風(fēng)而缺乏突破的勇氣，以致自主創(chuàng)新能力日益被忽視。

基于上述分析，本文提出以下假設(shè)：

在其他條件不變的情況下，CEO權(quán)力集中度對CEO任期施加在中國制造企業(yè)自主創(chuàng)新能力上的影響產(chǎn)生放大作用（H3）；

在其他條件不變的情況下，CEO權(quán)力集中度放大CEO任期施加在中國制造企業(yè)自主創(chuàng)新能力上的正向影響（H3a）；

在其他條件不變的情況下，CEO權(quán)力集中度放大CEO任期施加在中國制造企業(yè)自主創(chuàng)新能力上的負(fù)向影響（H3b）。

根據(jù)以上的分析，本文得出以下的概念模型，如圖1所示。

圖1 研究模型

二、研究設(shè)計

（一）樣本數(shù)據(jù)

本文以2006—2017年中國制造業(yè)上市公司數(shù)據(jù)為樣本，數(shù)據(jù)來源于CSMAR數(shù)據(jù)庫，按照上市公司行業(yè)類型進(jìn)行了選擇、整理和合并，共形成17874個觀測值。進(jìn)一步對17874個初始觀測值按以下規(guī)則預(yù)處理：①剔除CEO任期為0以及“0～1”的公司；②剔除發(fā)明專利為0的公司；③剔除CEO在當(dāng)年有變動情況的公司，因為這會使當(dāng)年CEO對應(yīng)的“是否兼任董事長”“是否持有本公司股票”“是否有高級職稱”“是否有碩士學(xué)位”出現(xiàn)“是/否”的邏輯沖突；④剔除總股數(shù)數(shù)據(jù)缺失的公司。經(jīng)過篩選，共形成841個有效觀測值，行業(yè)涵蓋材料、光電、機(jī)械制造、生物醫(yī)藥、化工、食品釀造等領(lǐng)域。

1.CEO任期（CT）

CEO任期指截至統(tǒng)計年份，現(xiàn)任的CEO在其崗位上的履職年限。以CSMAR數(shù)據(jù)庫中的統(tǒng)計變量為準(zhǔn)。由于研發(fā)具有一定的周期性，CEO新任職務(wù)后，當(dāng)年實(shí)施的研發(fā)戰(zhàn)略規(guī)劃，并非投入就能很快有產(chǎn)出，因此，CEO任期的效應(yīng)具有一定的滯后性，本文在初始數(shù)據(jù)篩選中剔除了CEO任期為0以及“0-1”的公司，以考慮到創(chuàng)新能力提升的時間滯后問題。

2.CEO權(quán)力集中度（CP）

CEO權(quán)力集中度的概念首次由Finkelstein［26］提出，用組織權(quán)力、專家權(quán)力、所有者權(quán)力和聲望權(quán)力來衡量。后續(xù)關(guān)于CEO權(quán)力集中度的研究大多采用了Finkelstein的測量方法［14，27-28］?！癈EO是否兼任董事長”，專家權(quán)力由“CEO是否有高級職稱”，所有制權(quán)力由“CEO是否持有本公司股票”，聲望權(quán)力由“CEO是否有碩士及以上學(xué)歷”等衡量，“是”為1，“否”為0?；谏鲜?個測量標(biāo)準(zhǔn)，CEO權(quán)力強(qiáng)度的取值范圍為0～4，值越大，CEO權(quán)力集中度越高。

3.自主創(chuàng)新能力

自主創(chuàng)新能力（independent innovation capability，IIC）是一個反映企業(yè)創(chuàng)新能力但又不完全等于企業(yè)創(chuàng)新能力的概念，是由陳勁［20］首次提出的“自主創(chuàng)新”一詞延伸，其更加強(qiáng)調(diào)企業(yè)的創(chuàng)新不是模仿和引進(jìn)，而是要具備自己開發(fā)、設(shè)計和創(chuàng)造的能力。就企業(yè)創(chuàng)新能力的衡量而言，絕大多數(shù)研究從研發(fā)能力考慮企業(yè)創(chuàng)新能力，如企業(yè)申請專利數(shù)、研發(fā)投入占比、研發(fā)人員規(guī)模等。這樣的衡量并不能真實(shí)反映企業(yè)創(chuàng)新能力，更無法反映自主創(chuàng)新能力。本文作者在華為以及海爾的田野調(diào)查中，與研發(fā)部門進(jìn)行了長時間的訪談交流，一致認(rèn)為發(fā)明專利相較于實(shí)用新型和外觀設(shè)計對技術(shù)的獨(dú)占性要更高，且在企業(yè)國際化戰(zhàn)略中要更加重視海外專利、標(biāo)準(zhǔn)的申請和獲得，只有如此，才能掌握國際話語權(quán)。因此，本文在衡量企業(yè)自主創(chuàng)新能力時更看重發(fā)明專利、海外專利、海外標(biāo)準(zhǔn)，但局限于CSMAR數(shù)據(jù)庫以及上市公司海外專利、標(biāo)準(zhǔn)申請數(shù)據(jù)的難以獲得，本文采用發(fā)明專利反映制造業(yè)自主創(chuàng)新能力。而在進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗時，將發(fā)明專利、實(shí)用新型、外觀設(shè)計加總衡量自主創(chuàng)新能力。

4.控制變量

本文選擇企業(yè)規(guī)模（CC）、股權(quán)結(jié)構(gòu)（OS）、企業(yè)性質(zhì)（EN）、經(jīng)營能力（MC）、年份（Year）作為控制變量，主要控制變量定義見表1。

表1 變量定義

（二）模型設(shè)計

為了有效驗證CEO任期、CEO權(quán)力集中度與自主創(chuàng)新能力之間的關(guān)系假設(shè)，依次設(shè)定模型：

其中：β 為各項系數(shù)；IICit、CTit、CPit、CCit、OSit、ENit、MCit分別為第 i個樣本在第 t年的自主創(chuàng)新能力、CEO 任期、權(quán)力集中度、企業(yè)規(guī)模、股權(quán)結(jié)構(gòu)、企業(yè)性質(zhì)和經(jīng)營能力。模型（1）主要檢驗CEO任期與自主創(chuàng)新能力之間的關(guān)系；模型（2）檢驗CEO任期是否與自主創(chuàng)新能力存在倒“U”型關(guān)系；模型（3）檢驗CEO權(quán)力集中度與自主創(chuàng)新能力之間的關(guān)系；模型（4）檢驗CEO權(quán)力集中度與自主創(chuàng)新能力之間的倒“U”型關(guān)系；模型（5）和模型（6）檢驗CEO權(quán)力集中度在CEO任期對自主創(chuàng)新能力影響中的調(diào)節(jié)效應(yīng)；模型（7）和模型（8）檢驗CEO任期與CEO權(quán)力集中度的交互效應(yīng)對自主創(chuàng)新能力之間的關(guān)系。

三、實(shí)證結(jié)果分析

（一）描述性統(tǒng)計分析

變量的描述性統(tǒng)計分析結(jié)果見表2。CEO任期平均達(dá)到4.40年，標(biāo)準(zhǔn)差為2.76，說明樣本CEO任期具有較大的差異性；權(quán)力集中度均值為1.72，樣本平均水平低于權(quán)力集中度平均水平；以專利衡量的自主創(chuàng)新能力均值達(dá)到51.28件/年，標(biāo)準(zhǔn)差為211.74，說明樣本自主創(chuàng)新能力有相當(dāng)大差異；以知識產(chǎn)權(quán)衡量的自主創(chuàng)新能力均值達(dá)到86.78件/年，知識產(chǎn)權(quán)包括了專利、實(shí)用新型和外觀設(shè)計，標(biāo)準(zhǔn)差達(dá)到305.21；股權(quán)結(jié)構(gòu)均值為0.05，國有股占總股數(shù)平均約為5%，最小值為0，最大值為0.80，樣本差別明顯；經(jīng)營能力均值為8.32，標(biāo)準(zhǔn)差為7.14，說明樣本在經(jīng)營能力方面的差異較大；企業(yè)規(guī)模均值為21.81，標(biāo)準(zhǔn)差為1.15，說明企業(yè)規(guī)模存在一定差異。

（二）Pearson相關(guān)性分析

表2 變量描述性統(tǒng)計分析結(jié)果

變量的Pearson分析結(jié)果見表3。結(jié)果顯示，自主創(chuàng)新能力與CEO任期顯著正相關(guān)（r=0.107，p<0.01），與CEO權(quán)力集中度顯著正相關(guān)（r=0.070，p<0.05），并與企業(yè)經(jīng)營能力和企業(yè)規(guī)模在0.01的顯著性水平上正相關(guān)。CEO任期與CEO權(quán)力集中度顯著負(fù)相關(guān)（r=-0.068，p<0.05），與企業(yè)規(guī)模顯著正相關(guān)，與企業(yè)性質(zhì)顯著負(fù)相關(guān)。CEO權(quán)力集中度與企業(yè)規(guī)模顯著正相關(guān)（r=-0.074，p<0.05）。這說明本文預(yù)設(shè)的自變量和控制變量都是有效的。

表3 變量Pearson相關(guān)性分析結(jié)果

（三）OLS回歸結(jié)果分析

表4 OLS回歸結(jié)果

模型（1）檢驗CEO任期與自主創(chuàng)新能力的影響，結(jié)果顯示，兩者呈顯著正相關(guān)關(guān)系（β=0.0898，p<0.01），說明CEO任期越長，越有利于自主創(chuàng)新能力的提升，假設(shè)H1a成立；模型（2）在模型（1）基礎(chǔ)上加入CEO任期的二次項，CEO任期一次項與二次項均與自主創(chuàng)新能力非顯著相關(guān)（β=0.112，p>0.1）（β =-0.025，p>0.1），說明CEO任期與自主創(chuàng)新能力之間不存在顯著的倒“U”型關(guān)系；模型（3）將CEO權(quán)力集中度作為因變量，其在10%的水平上與自主創(chuàng)新能力呈顯著正相關(guān)關(guān)系（β=0.053，p<0.1），說明CEO權(quán)力集中度越高，越有利于自主創(chuàng)新能力的提升，H2a成立；模型（4）在模型（3）基礎(chǔ)上加入了CEO權(quán)力集中度的二次項，其一次項和二次項均與自主創(chuàng)新能力非顯著相關(guān)，說明兩者之間不存在顯著的倒“U”型關(guān)系；模型（5）在模型（1）的基礎(chǔ)上加入了CEO權(quán)力集中度，CEO任期、CEO權(quán)力集中度均與自主創(chuàng)新能力呈顯著正相關(guān)關(guān)系（β=0.093，p<0.01）（β=0.0059，p<0.05），這說明CEO權(quán)力集中度是CEO任期與自主創(chuàng)新能力關(guān)系中的調(diào)節(jié)變量；模型（6）進(jìn)一步驗證了CEO任期與CEO權(quán)力集中度的交互項與自主創(chuàng)新能力顯著正相關(guān)（β=0.120，p<0.01），但在模型（7）中加入兩者交互項的二次項后沒有通過顯著性檢驗，因而不存在倒“U”型關(guān)系。通過模型（1）和模型（5）發(fā)現(xiàn)，在加入CEO權(quán)力集中度后，CEO任期對自主創(chuàng)新能力的影響系數(shù)由0.0898增長到了0.093，說明CEO權(quán)力集中度放大了CEO任期對自主創(chuàng)新影響的作用，H3a和H3b通過驗證。

（四）穩(wěn)健性檢驗

表5 穩(wěn)健性檢驗

考慮到分析結(jié)果可能會受到因變量、調(diào)節(jié)變量、自變量在數(shù)據(jù)處理方法上的影響，本文利用發(fā)明專利、實(shí)用新型和外觀設(shè)計三者總和替代用發(fā)明專利衡量自主創(chuàng)新能力，然后進(jìn)行OLS回歸，以驗證穩(wěn)健性?；貧w結(jié)果見表5。模型（8）～ 模型（14）分別對應(yīng)模型（1）～ 模型（7），從表5可以看出，CEO任期與自主創(chuàng)新能力呈顯著正相關(guān)關(guān)系（β=0.093，p<0.01），兩者之間不存在顯著的倒“U”型關(guān)系，CEO權(quán)力集中度與自主創(chuàng)新能力顯著正相關(guān)（β=0.046，p<0.01），兩者之間也不存在顯著的倒“U”型關(guān)系，CEO權(quán)力集中度是CEO任期與自主創(chuàng)新能力之間的調(diào)節(jié)變量，CEO權(quán)力集中度放大了CEO任期對自主創(chuàng)新能力的正向影響，由模型（8）的影響系數(shù)0.093增長到了模型（12）中的0.097，CEO任期與CEO權(quán)力集中度的交互項對自主創(chuàng)新能力有顯著正向影響（β=0.119，p<0.01）。綜合上述分析，H1a、H2a、H3a和H3b依然成立，結(jié)論是穩(wěn)健的。

四、進(jìn)一步的研究

表4和表5中企業(yè)性質(zhì)作為控制變量，沒有顯示出不同性質(zhì)企業(yè)CEO任期對自主創(chuàng)新能力的影響，因此，根據(jù)表4和表5的結(jié)果，本文進(jìn)一步將CEO任期和CEO權(quán)力集中度作為自變量進(jìn)行分組回歸分析，結(jié)果見表6。

模型（15）反映了國有企業(yè)CEO任期與自主創(chuàng)新能力呈顯著正相關(guān)關(guān)系（β =0.131，p<0.01），模型（16）反映了民營企業(yè)CEO權(quán)力集中度與自主創(chuàng)新能力呈顯著正相關(guān)關(guān)系（β=0.121，p<0.01），模型（17）反映了外資企業(yè)CEO任期和CEO權(quán)力集中度均與自主創(chuàng)新能力非顯著性相關(guān)。

表6 企業(yè)性質(zhì)的分組OLS回歸結(jié)果

五、研究結(jié)論與討論

（一）研究結(jié)論與貢獻(xiàn)

本文以中國制造業(yè)上市公司2006—2017年數(shù)據(jù)為研究對象，以CEO權(quán)力集中度為調(diào)節(jié)變量探討了CEO任期與中國制造企業(yè)創(chuàng)新能力之間的關(guān)系，研究發(fā)現(xiàn)：①長期意義上，CEO任期越長，越有利于自主創(chuàng)新能力提升，CEO任期與自主創(chuàng)新能力之間不存在顯著的倒“U”型關(guān)系；②CEO權(quán)力集中度越高，越有利于自主創(chuàng)新能力提升，CEO權(quán)力集中度與自主創(chuàng)新能力之間不存在顯著的倒“U”型關(guān)系；③CEO權(quán)力集中度與CEO任期有“伴隨效應(yīng)”，能夠擴(kuò)張CEO任期對自主創(chuàng)新能力的正向效應(yīng)，正所謂“用人不疑，疑人不用”；④在當(dāng)前，國有制造企業(yè)更應(yīng)注重CEO任期對自主創(chuàng)新能力的積極作用，應(yīng)考慮增加國企CEO任期；而民營制造企業(yè)要注重公司治理結(jié)構(gòu)中CEO權(quán)力集中度，這可能是因為民營制造企業(yè)CEO權(quán)力集中度有利于增加他們的社會資本，進(jìn)而通過基于社會網(wǎng)絡(luò)的組織學(xué)習(xí)提升創(chuàng)新能力。

本研究的貢獻(xiàn)有以下幾點(diǎn)：①本文基于自主創(chuàng)新能力、CEO任期、CEO權(quán)力集中度理論，選擇以CEO任期為視角探討了如何提升中國制造企業(yè)自主創(chuàng)新能力，該研究拓展了已有文獻(xiàn)關(guān)于創(chuàng)新能力影響因素的研究范疇；②發(fā)現(xiàn)了CEO任期與CEO權(quán)力集中度對自主創(chuàng)新能力的正向線性關(guān)系，發(fā)現(xiàn)了兩者之間存在的“伴隨效應(yīng)”，即CEO權(quán)力集中度的增加有助于擴(kuò)張CEO任期對中國制造企業(yè)自主創(chuàng)新能力的正向效應(yīng)；③以企業(yè)性質(zhì)的視角，探討了CEO任期、CEO權(quán)力集中度與自主創(chuàng)新能力之間的關(guān)系，認(rèn)為當(dāng)前國有制造企業(yè)更應(yīng)注重延長CEO任期，而民營制造企業(yè)要注重擴(kuò)大公司治理結(jié)構(gòu)中CEO權(quán)力集中度，具有一定的實(shí)踐意義。

（二）研究限制與未來研究方向

本研究仍存在一些不足之處，主要表現(xiàn)在由于數(shù)據(jù)收集的難度，對中國制造企業(yè)自主創(chuàng)新能力的考量主要以發(fā)明專利數(shù)量為指標(biāo)，造成了研究結(jié)論一定程度的局限，后續(xù)研究可以實(shí)地調(diào)查、訪談等方式補(bǔ)充中國制造企業(yè)自主創(chuàng)新能力的指標(biāo)體系和數(shù)據(jù)，另外可以采取案例研究方法進(jìn)一步證實(shí)研究結(jié)論，增加結(jié)論的可信度。