李娜 高瑜彬

【摘要】董事長和總經(jīng)理是企業(yè)所有權(quán)和經(jīng)營權(quán)的代表人物， 研究其權(quán)力結(jié)構(gòu)的配置有利于優(yōu)化企業(yè)治理結(jié)構(gòu)， 促進企業(yè)長期發(fā)展。 本文以2007 ～ 2020年我國A股上市公司為樣本， 研究董事長和總經(jīng)理之間權(quán)力差距與企業(yè)成長性的關(guān)系， 并結(jié)合企業(yè)產(chǎn)權(quán)特征和企業(yè)生命周期， 多角度探究不同類型企業(yè)的董事長—總經(jīng)理權(quán)力差距對企業(yè)成長性的影響程度。 研究發(fā)現(xiàn)， 董事長—總經(jīng)理權(quán)力差距大的企業(yè)的成長性會更好， 在民營企業(yè)和處于成長期的企業(yè)中這種影響最明顯。 進一步的機制分析表明， 權(quán)力差距通過提高企業(yè)內(nèi)部控制質(zhì)量促進了企業(yè)的成長性。

【關(guān)鍵詞】董事長；總經(jīng)理；權(quán)力差距；企業(yè)成長性；產(chǎn)權(quán)特征；生命周期

【中圖分類號】F275? ? ? 【文獻標(biāo)識碼】A? ? ? 【文章編號】1004-0994（2022）21-0042-10

一、引言

企業(yè)所有權(quán)和經(jīng)營權(quán)分離， 是現(xiàn)代企業(yè)制度的重要特征。 董事長和總經(jīng)理分別作為所有權(quán)和經(jīng)營權(quán)的代表， 在公司治理和管理架構(gòu)中存在不同的權(quán)力配置和責(zé)任。 董事長作為公司的最高管理者， 對公司重大戰(zhàn)略和重大問題負決策責(zé)任， 行使決策權(quán)， 而總經(jīng)理則執(zhí)行董事會決議， 行使運營權(quán)， 負責(zé)企業(yè)業(yè)務(wù)運營， 保證經(jīng)營目標(biāo)實現(xiàn)。 二者的權(quán)力屬性不同， 并且雙方所代表的利益不完全一致， 往往在企業(yè)的經(jīng)營發(fā)展中存在權(quán)力的博弈。

高管權(quán)力一直是理論界研究的焦點， 國內(nèi)學(xué)者對高管權(quán)力的研究一是集中在高管個體， 如關(guān)注董事長、聚焦CEO的權(quán)力強度對公司績效的影響， 二是主要以CEO為中心或董事長和CEO混合為中心的高管團隊， 從高管權(quán)力理論出發(fā)， 探究高管薪酬業(yè)績敏感性對企業(yè)發(fā)展的激勵作用， 致力于解決國企薪酬亂象。 而國外學(xué)者對高管權(quán)力差距的研究， 主要定位于個人的權(quán)力差距取向?qū)T工心理、行為以及績效的調(diào)節(jié)作用。 探討高管內(nèi)部權(quán)力的配置， 有助于打開公司治理“黑箱”， 理清公司內(nèi)部權(quán)力運作對企業(yè)發(fā)展的影響機理。 基于此， 本文選取2007 ～ 2020年我國A股上市公司作為樣本， 通過構(gòu)建董事長—總經(jīng)理的權(quán)力差距評價模型實證檢驗二者的權(quán)力差距與企業(yè)成長性之間的內(nèi)在關(guān)系。 研究發(fā)現(xiàn)， 與權(quán)力差距小的公司相比， 董事長—總經(jīng)理權(quán)力差距大的公司的成長性表現(xiàn)得更好， 這一現(xiàn)象在民營企業(yè)和處于成長期的企業(yè)中尤為明顯。 本研究對優(yōu)化企業(yè)高管權(quán)力配置、提高企業(yè)價值、促進企業(yè)健康成長提供了方向。

二、文獻回顧、理論分析與研究假設(shè)

Hofstede[1] 認為， 不同國家（地區(qū)）權(quán)力距離的差異與其歷史文化背景有著密不可分的關(guān)系。 我國是典型的高權(quán)力距離社會， 具有較強的等級觀念和威權(quán)主義價值觀。 郭曉薇[2] 認為， 當(dāng)前我國社會的上下級關(guān)系表現(xiàn)為契約關(guān)系與身份關(guān)系的混合。 董事長和總經(jīng)理作為所有權(quán)和經(jīng)營權(quán)兩大權(quán)力的典型代表人物， 二者權(quán)力的差距在儒家文化等級觀念的影響下變得尤為重要。 因此， 張建君等[3] 認為研究權(quán)力差距在中國文化背景下是否會產(chǎn)生對公司績效的正面作用對于企業(yè)的治理有著積極的作用。

什么是權(quán)力？ 哈貝馬斯的交往權(quán)力理論認為， 權(quán)力是人們在公共輿論中形成的話語性力量， 這種話語性力量削弱了人與人之間可以改變個人或團體行為的特殊強制性影響力的效應(yīng)， 為法律的合法性尋找到了終極的來源。 Finkelstein[4] 從權(quán)力的來源出發(fā)， 將權(quán)力定義為實現(xiàn)個人意愿的能力， 認為對偶發(fā)事件的應(yīng)對能力決定了權(quán)力的大小， 造成的直接結(jié)果就是權(quán)力分配的不平等。 權(quán)力的不平等被稱為權(quán)力距離， 是指人們對一個社會或者組織中權(quán)力分配不均情況的可接受程度， 通常用權(quán)力距離指數(shù)對其進行衡量， 該指數(shù)值越高， 個體越認同社會中存在的不平等。 Tyler等[5] 研究發(fā)現(xiàn)， 權(quán)力差距大的下屬會自發(fā)地承認其地位低于上級。 而Tsui 等[6] 將團隊中上下級管理者基于職位差異而形成的權(quán)力差距稱為“垂直對”。 李端生等[7] 在對上司和下屬的年齡、教育程度、任職時間等“垂直對”特征進行研究時發(fā)現(xiàn)， 當(dāng)“垂直對”的權(quán)力距離差異較大時， 會對組織產(chǎn)生積極效果。

高層梯隊理論認為， 管理者特質(zhì)影響高管的戰(zhàn)略選擇進而影響企業(yè)的行為。 而管理層的權(quán)力越大， 越能夠有效配置各種資源， 讓企業(yè)戰(zhàn)略朝著自身意愿方向發(fā)展。 Wang等[8] 發(fā)現(xiàn)， 高管之間的權(quán)力距離能夠遏制功能失調(diào)的沖突和權(quán)力斗爭， 使得分工更明確， 從而建立起良好的等級秩序， 增強領(lǐng)導(dǎo)力的有效性， 減少內(nèi)部沖突并加強溝通， 確保組織內(nèi)部快速決策和實施政策， 提高工作效率， 這一過程是企業(yè)管理能力的體現(xiàn)。 許寧寧[9] 認為上市公司管理能力越高， 越容易識別已存在的內(nèi)部控制缺陷， 內(nèi)部控制信息披露的出現(xiàn)能夠在一定程度上緩解委托人和受托人之間出的代理問題。 唐榮祥等[10] 研究認為， 高質(zhì)量水平的內(nèi)控可以在一定程度上控制企業(yè)的管理費用合理支出， 增加企業(yè)經(jīng)濟效益， 促進企業(yè)實施發(fā)展戰(zhàn)略， 實現(xiàn)企業(yè)的成長。

通過分解高管團隊中一把手與其他成員（尤其是二把手）的專家權(quán)力、政治權(quán)力、所有權(quán)權(quán)力， 趙斌斌等[11] 發(fā)現(xiàn)上述權(quán)力差距正向調(diào)節(jié)了高管團隊內(nèi)部關(guān)系的穩(wěn)定性對企業(yè)績效顯著的正向影響。 而對于權(quán)力的分解， 最早可追溯到著名的社會心理學(xué)者French和Raven[12] 在1959年提出的權(quán)力的5個基礎(chǔ)： （1）因職位而獲得的合法權(quán)力； （2）給予他人獎勵的獎賞權(quán)力； （3）對員工應(yīng)用消極影響的懲罰權(quán)力； （4）基于專業(yè)、技能、資源的專家權(quán)力； （5）源于個人的性格魅力和人際資源的參照權(quán)力。 此后在對高管權(quán)力的實證研究中， Spekman[13] 、John和Shaker[14] 等均對權(quán)力的衡量進行了開創(chuàng)式探索， 直至Finkelstein[4] 提出高管四類權(quán)力的具體衡量指標(biāo)， 將權(quán)力的度量從定性研究轉(zhuǎn)向定量研究領(lǐng)域。

本文對于權(quán)力差距的定義， 將在Finkelstein[4] 的基礎(chǔ)上， 結(jié)合Ke和 Mao等[15] 建立的權(quán)力差距模型， 從6種權(quán)力來源進行分析。 具體來說， 選取的指標(biāo)特征有： （1）所有權(quán)權(quán)力主要是個體在企業(yè)中直接或間接地持有股份； （2）資歷權(quán)權(quán)力表現(xiàn)在個體因在企業(yè)工作而積累的一種社會經(jīng)驗和社會地位； （3）職位權(quán)權(quán)力主要依賴于組織賦予個體的正式職位； （4）專家權(quán)權(quán)力的來源是基于個體本身對職業(yè)或相關(guān)職位的熟練性和專業(yè)性； （5）政治權(quán)權(quán)力的基礎(chǔ)體現(xiàn)在個體因在政治領(lǐng)域中獲取的身份認證所帶來的社會資源； （6）性別權(quán)權(quán)力是由于男性和女性因社會文化、行為與思想上的差異而產(chǎn)生的優(yōu)勢所表現(xiàn)出的權(quán)力。

因此， 基于以上的文獻回顧和理論分析， 本文合理推測， 在企業(yè)運營過程中， 董事長和總經(jīng)理作為所有權(quán)和經(jīng)營權(quán)兩方的代表人物， 二者的權(quán)力差距越大， 即董事長的話語權(quán)越大， 領(lǐng)導(dǎo)力的有效性越強， 越能對企業(yè)發(fā)展起到積極作用。 從董事長的角度而言： 一是董事長基于更強勢的話語權(quán)， 例如其最終的決策權(quán)、所有權(quán)和監(jiān)督權(quán)等權(quán)力， 影響董事會的決策、管理層的人員安排等， 通過層級管理， 減少與下級的無效溝通， 并對總經(jīng)理的行為進行一定約束， 緩解委托人與受托人之間的代理問題， 鞏固已建立的良好等級秩序， 進而增強企業(yè)內(nèi)部關(guān)系的穩(wěn)定性； 二是董事長通過有效配置各種有形、無形資源， 進一步提高內(nèi)部控制質(zhì)量， 使企業(yè)戰(zhàn)略朝著自己的意愿發(fā)展， 最終提高企業(yè)經(jīng)營績效。 從總經(jīng)理的角度而言， 在我國傳統(tǒng)文化的影響下出于對權(quán)力的敬畏， 總經(jīng)理會自發(fā)地承認其地位低于上級， 并盡可能避免與董事長的沖突和權(quán)力斗爭， 而是根據(jù)董事長的戰(zhàn)略目標(biāo)調(diào)整運營策略， 以確保組織內(nèi)部決策、政策快速實施。 除此之外， 總經(jīng)理也會因忌憚董事長的權(quán)威， 而在一定程度內(nèi)選擇規(guī)避更大的風(fēng)險， 減少一定的尋租行為， 從而有利于提高內(nèi)控質(zhì)量， 最終促進企業(yè)經(jīng)營業(yè)績的穩(wěn)步增長。

據(jù)此， 提出H1： 董事長—總經(jīng)理權(quán)力差距越大， 越有益于企業(yè)的成長性。

在國企中， 董事長不僅是企業(yè)的代表者、商業(yè)領(lǐng)袖， 實擔(dān)“一把手”職責(zé)， 主持企業(yè)的全面管理工作， 還是企業(yè)的黨委書記， 是肩負政治責(zé)任的“準(zhǔn)官員”， 推動實現(xiàn)國有資產(chǎn)保值增值。 而國企董事長任職形式通常為行政命令下的職位調(diào)任， 一方面股權(quán)形式表現(xiàn)為不控股， 即個人不擁有企業(yè)的所有權(quán)， 缺乏對企業(yè)的歸屬感； 另一方面這種非完全市場化競爭性選拔的方法也削弱了其崗位責(zé)任感[16] 。 此外， 委派董事長的薪酬由國資委統(tǒng)一管理， 業(yè)績的好壞并不能影響其薪酬待遇， 而謀求晉升的利益驅(qū)動以及國企董事長的頻繁調(diào)任使其決策權(quán)更多地表現(xiàn)在對企業(yè)短期經(jīng)營業(yè)績的關(guān)注上， 從而忽略規(guī)模擴張， 使管理戰(zhàn)略決策難以在長期內(nèi)得到執(zhí)行， 不利于企業(yè)長期發(fā)展。

總經(jīng)理一般由董事會決定聘任或者解聘， 承擔(dān)董事會代理人或股東代理人的職責(zé)， 并對其負責(zé)。 總經(jīng)理除了主要承擔(dān)企業(yè)具體生產(chǎn)經(jīng)營管理任務(wù)， 還要保障董事會的決定決議得到落實， 保質(zhì)保量地完成董事會下達的經(jīng)營目標(biāo)任務(wù)。

國企董事長和總經(jīng)理所代表的立場不同， 當(dāng)二者出現(xiàn)分歧時， 董事會自然會支持總經(jīng)理基于更利于企業(yè)成長的角度做出一系列決策， 即董事長的權(quán)力實際上受到了董事會的削弱。 因此董事長和總經(jīng)理的權(quán)力差距變大， 并不能有效增強企業(yè)內(nèi)部高管之間關(guān)系的穩(wěn)定， 甚至?xí)龆酂o效溝通， 抑制企業(yè)組織內(nèi)部的快速決策和政策實施， 不利于企業(yè)的成長性。 因此相較于民企， 在國企中的權(quán)力差距并不能更好地促進企業(yè)成長。 另外， 產(chǎn)權(quán)性質(zhì)為外企的企業(yè)， 一是因為董事長的權(quán)力賦予表現(xiàn)出更多的形式， 無法對此進行簡單統(tǒng)一的定義， 例如英美企業(yè)賦予董事長的加重投票權(quán)①， 日本企業(yè)實行代表董事制②等； 二是更加自由化的企業(yè)文化提倡群策群力的管理模式， 使得外企的CEO權(quán)力具有更多自主性。 因此， 董事長—總經(jīng)理權(quán)力差距無法完全適用于本文對權(quán)力差距的定義， 過大的權(quán)力差距在一定程度上可能會抑制企業(yè)成長。

從以上分析來看， 企業(yè)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的不同會導(dǎo)致董事長權(quán)力賦予以及效果的不同。 據(jù)此提出H2： 相較于國企和外企， 民企中董事長—總經(jīng)理權(quán)力差距越大， 越有益于企業(yè)的成長性。

除此之外， 蔡寧等[17] 認為衡量中小企業(yè)的成長性還需要結(jié)合生命周期。 處于不同生命周期的企業(yè)其特點也不同， 梁萊歆等[18] 認為這會導(dǎo)致企業(yè)的R＆D投入不同， 李云鶴等[19] 認為這會對企業(yè)的資本配置效率產(chǎn)生不同的影響效果。 因此， 在研究中要考慮企業(yè)生命周期對企業(yè)成長性的影響。

企業(yè)生命周期理論最早由Haire[20] 于1959年提出， 通過將企業(yè)與動物做類比， 定義企業(yè)的創(chuàng)立、成長、成熟、衰退的過程， 而后Greiner[21] 、Adizes[22] 沿用這一思想， 不斷將其具體化。 21世紀(jì)后， Dic-kinson[23] 利用企業(yè)現(xiàn)金流量特征打開了數(shù)據(jù)劃分企業(yè)生命周期的大門。

企業(yè)從發(fā)展初期到成熟初期， 需要迅速擴張規(guī)模， 但在市場上搶奪份額保證效率的同時， 較容易出現(xiàn)內(nèi)部秩序危機， 而企業(yè)內(nèi)部秩序越好， 上傳下達、下情上達越順暢， 越有利于企業(yè)成長。 管理層的精簡可以適當(dāng)縮小組織結(jié)構(gòu)， 減少部門間的消耗和間接費用的增加。 而企業(yè)成長期的組織形式一般為職能型， 表現(xiàn)為金字塔結(jié)構(gòu)、上層集權(quán)， 絕對領(lǐng)導(dǎo)者高瞻遠矚， 即董事長的權(quán)力為企業(yè)指明方向， 發(fā)布權(quán)威指令， 中間層管理者（例如總經(jīng)理）負責(zé)實施戰(zhàn)略并反饋結(jié)果， 正好與企業(yè)快速擴張的戰(zhàn)略達成一致， 提高企業(yè)管理效率。 董事長與總經(jīng)理二者的權(quán)力差距越大， 這種內(nèi)部秩序越穩(wěn)定， 就越有利于企業(yè)的成長。 而到了成熟期， 市場需求趨于飽和， 產(chǎn)品業(yè)務(wù)模式日趨標(biāo)準(zhǔn)化， 事業(yè)部型的組織結(jié)構(gòu)決定了企業(yè)對人員的管理主要依賴于規(guī)章制度的約束， 易形成官僚作風(fēng)， 出現(xiàn)管理控制危機， 因此如何協(xié)調(diào)各事業(yè)部的高效運營， 防止各部權(quán)力僭越， 需要以董事長為代表的高管重點關(guān)注。 而衰退期的企業(yè)， 由于發(fā)展方向不確定性增大、經(jīng)營風(fēng)險升高以及現(xiàn)金流量減少而亟需重新確定戰(zhàn)略， 企業(yè)本身的成長性已弱化， 趨于僵化、封閉的組織結(jié)構(gòu)會帶來管理混亂、權(quán)力爭奪、拉幫結(jié)派現(xiàn)象。 因此， 權(quán)力的配置需要更復(fù)雜的策略， 簡單的權(quán)力配置并不能為企業(yè)帶來新鮮的生命力。 相反， 過于集中的權(quán)力會帶來監(jiān)督盲區(qū)， 滋生腐敗等違法違紀(jì)問題； 過于專斷、片面且不科學(xué)的決策， 則會弱化企業(yè)民主。 無法合理恰當(dāng)?shù)匦惺箼?quán)力， 不利于企業(yè)成長。

因此， 企業(yè)不同的生命周期具有不同的組織結(jié)構(gòu)和戰(zhàn)略需求， 進而導(dǎo)致董事長—總經(jīng)理權(quán)力差距對企業(yè)成長性的影響有所不同。 據(jù)此提出H3： 董事長—總經(jīng)理權(quán)力差距越大越有益于企業(yè)成長性， 在企業(yè)處于成長期時這種影響最明顯。

三、研究設(shè)計

（一）樣本選擇

本文的研究樣本為2006年我國《企業(yè)會計準(zhǔn)則》頒布后2007 ～ 2020 年間的A股上市公司， 數(shù)據(jù)來源于CSMAR數(shù)據(jù)庫和Wind數(shù)據(jù)庫。 根據(jù)研究需要， 本文對樣本進行如下篩選： （1）為避免財務(wù)報表結(jié)構(gòu)和特殊數(shù)據(jù)的影響， 剔除金融類上市公司樣本； （2）剔除研究期間被ST、?ST 的公司樣本； （3）由于本文在進行企業(yè)生命周期劃分時， 需要用到連續(xù)三年的數(shù)據(jù)， 因此僅保留有三年及三年以上觀測值的公司樣本； （4）對董事長或總經(jīng)理數(shù)據(jù)缺失的樣本無法進行手工搜集補充的， 剔除缺失樣本。 經(jīng)過以上篩選步驟， 最終得到19200個觀測值。 為避免異常值對研究結(jié)果的影響， 本文還對連續(xù)變量在1%和99%的水平上進行了縮尾（Winsorize）處理。 表1為具體的樣本數(shù)據(jù)說明。

（二）變量定義

1. 被解釋變量。 李延喜等[24] 認為評價我國上市公司的成長性要從盈利能力、資產(chǎn)運營、償債能力、投資報酬、發(fā)展?jié)摿ξ鍌€方面來進行， 因此本文結(jié)合黃昕等[25] 的模型， 選用12個具有代表性的財務(wù)指標(biāo)來反映公司的各項能力， 其中償債能力、發(fā)展能力、營運能力和盈利能力各3個。 對所有財務(wù)指標(biāo)數(shù)據(jù)， 進行主成分因子分析， 利用權(quán)重計算反映企業(yè)成長性的綜合指標(biāo)G。 （1）償債能力（Sol_c）： 流動比率、速動比率、資產(chǎn)負債率倒數(shù)。 （2）發(fā)展能力（Deve_c）： 營業(yè)利潤增長率、資本增長率、總資產(chǎn)增長率。 （3）營運能力（Ope_c）： 總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率、流動資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率、股東權(quán)益周轉(zhuǎn)率。 （4）盈利能力（Pro_c）： 資產(chǎn)報酬率、凈資產(chǎn)收益率、資產(chǎn)凈利率。

2. 解釋變量。 對于董事長—總經(jīng)理權(quán)力差距的定義， 本文首先設(shè)立6種權(quán)力指標(biāo)， 分別是所有權(quán)權(quán)力差距（Proprietary）、資歷權(quán)權(quán)力差距（Seniority）、職位權(quán)權(quán)力差距（Position）、專家權(quán)權(quán)力差距（Expert）、政治權(quán)權(quán)力差距（Political）、性別權(quán)權(quán)力差距（Gender）； 其次， 將上述6種權(quán)力指標(biāo)分別合成6種董事長—總經(jīng)理權(quán)力差距指標(biāo)； 最后， 將這6種權(quán)力差距指標(biāo)直接加總， 得到權(quán)力差距的綜合指標(biāo)Power_d。

3. 控制變量。 本文選取托賓Q值（TobinQ）、企業(yè)規(guī)模（Size）、債務(wù)資本比率倒數(shù)（DTCR）、應(yīng)收賬款周轉(zhuǎn)率（Re_t）、存貨周轉(zhuǎn)率（In_t）等其他影響企業(yè)成長性的因素作為控制變量。 除此之外， 本文還控制了年度（Year）和行業(yè)（Ind）固定效應(yīng)。 具體變量定義見表2。

（三）研究模型

參考相關(guān)研究， 本文從6個維度刻畫了董事長—總經(jīng)理權(quán)力差距； 通過因子分析法濃縮數(shù)據(jù)， 得到反映企業(yè)成長性的綜合指標(biāo)。 進一步選用定性和定量的劃分方法， 結(jié)合企業(yè)性質(zhì)， 研究不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)企業(yè)的權(quán)力差距影響企業(yè)成長性的變化； 基于孫建強等[26] 和宋常等[27] 的模型界定企業(yè)生命周期， 研究不同生命周期下的企業(yè)在權(quán)力差距影響企業(yè)成長性的變化。 此外， 在對董事長—總經(jīng)理權(quán)力差距與企業(yè)成長性的研究中， 因不同行業(yè)的資本結(jié)構(gòu)有著明顯的差異， 在對資本結(jié)構(gòu)的影響因素進行實證研究時， 盡量控制行業(yè)因素。 因此， 本文將固定年度和行業(yè)進行研究。

檢驗H1的模型如模型（1）所示， 被解釋變量是企業(yè)成長性（G）， 解釋變量是董事長—總經(jīng)理權(quán)力差距（Power_d）， 其余是控制因素。

Gi，t=α0+α1Power_di，t+ΣControls+εi，t （1）

為檢驗H2和H3， 在模型（1）的基礎(chǔ)上， 本文按企業(yè)的產(chǎn)權(quán)性質(zhì)（Nature）和生命周期（Life）分別進行分組檢驗。

四、實證結(jié)果

（一）描述性統(tǒng)計

表3為主要變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果。 企業(yè)成長性（G）的均值為-0.095， 最大值是2.557， 最小值是-2.603， 說明上市公司之間的成長性存在明顯差距， 并且在樣本的選擇中， 成長性較好的企業(yè)與成長性較差的企業(yè)數(shù)量相對平均， 有利于后續(xù)的模型研究。 其中， 在4種反映企業(yè)成長性的指標(biāo)中， 標(biāo)準(zhǔn)差最大的是償債能力（Sol_c）0.933， 其次是營運能力（Ope_c）為0.843， 這說明企業(yè)之間用資產(chǎn)償還長期債務(wù)與短期債務(wù)的能力差距以及營運資產(chǎn)的效率與效益的能力差距在4項代表企業(yè)成長性的能力中最大， 償債能力是企業(yè)財務(wù)狀況和經(jīng)營能力的重要標(biāo)志， 營運能力綜合反映企業(yè)內(nèi)部的人力資源和生產(chǎn)資料的配置對財務(wù)目標(biāo)實現(xiàn)所產(chǎn)生作用的能力大小， 兩種能力是企業(yè)能否生存和健康發(fā)展的關(guān)鍵。

董事長—總經(jīng)理權(quán)力差距（Power_d）的均值是7.356， 表明董事長比總經(jīng)理平均在7.356個權(quán)力指標(biāo)上具有絕對權(quán)力。 權(quán)力差距的最大值是14， 最小值是0， 結(jié)合本文選取的14個對于權(quán)力差距的衡量指標(biāo)來看， 說明樣本企業(yè)或多或少均存在董事長與總經(jīng)理間的權(quán)力差距， 且差異較大， 該統(tǒng)計結(jié)果與普遍認知以及以往研究結(jié)論相符。 其中： 均值差異最大的權(quán)力差距指標(biāo)是資歷權(quán)權(quán)力差距（Seniority）為2.195， 其次是職位權(quán)權(quán)力差距（Position）均值為1.638， 再次是專家權(quán)權(quán)力差距（Expert）均值為1.351， 而在去除組成財務(wù)指標(biāo)數(shù)量不同的影響后， 即用某種權(quán)力差距均值除以該指標(biāo)的組成數(shù)量， 上述指標(biāo)仍舊較大， 這說明在企業(yè)中， 構(gòu)成董事長—總經(jīng)理權(quán)力差距的主要權(quán)力來源于高管的資歷、所擁有的職位以及其專業(yè)性。 而在權(quán)力均值除以指標(biāo)數(shù)量一列中， 排在第三位的是性別權(quán)權(quán)力差距（Gender）， 說明在企業(yè)中， 領(lǐng)導(dǎo)的性別差異明顯存在， 性別差距所帶來的話語權(quán)分量也有待提高。

樣本企業(yè)生命周期（Score）的均值是3.896， 中位數(shù)為4， 生命周期的界定標(biāo)準(zhǔn)是Score得分越高， 生命周期越趨向于衰退， 3分及以下的處于成長期， 4 ～ 8分的處于非成長期。 從上述指標(biāo)中可以看出， 大多數(shù)企業(yè)均處于非成長期。

（二）相關(guān)性分析

通過對主要變量的Pearson和Spearman相關(guān)系數(shù)檢驗， 可以看出權(quán)力差距和企業(yè)成長性在不同的相關(guān)性檢驗中均存在顯著的正相關(guān)關(guān)系。 這表明董事長與總經(jīng)理的權(quán)力差距越大時， 企業(yè)成長性越強， 這與H1基本一致。 另外， 從企業(yè)成長性與權(quán)力差距的6種子指標(biāo)的相關(guān)系數(shù)來看， 除了政治權(quán)權(quán)力（Political）， 其他的相關(guān)性系數(shù)均在1%的水平上顯著為正。 政治權(quán)力的衡量指標(biāo)是當(dāng)董事長為政府官員而總經(jīng)理不是政府官員時取1。 通常董事長為政府官員時， 該企業(yè)很可能為國有企業(yè)。 符合前文所述， 在國企中， 董事長既是商業(yè)領(lǐng)袖， 又是肩負政治責(zé)任的“準(zhǔn)官員”， 可能缺乏企業(yè)歸屬感及長期崗位責(zé)任感， 更關(guān)注短期效益， 因此權(quán)力差距并不能更好地促進企業(yè)的成長性。

（三）實證結(jié)果分析

表4為權(quán)力差距與企業(yè)成長性的回歸結(jié)果， 面板A是模型（1）的回歸結(jié)果， 面板B和面板C分別是在模型（1）的基礎(chǔ)上， 按企業(yè)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)和生命周期分別進行分組檢驗的回歸結(jié)果。 從面板A的結(jié)果來看， 權(quán)力差距與企業(yè)成長性之間的系數(shù)在1%的水平上顯著為正， 即董事長—總經(jīng)理權(quán)力差距越大， 企業(yè)的成長性越好， 支持了H1。 存在權(quán)力差距時， 董事長利用強大的話語權(quán)， 如決策權(quán)、所有權(quán)和監(jiān)督權(quán)等權(quán)力來有效配置各種資源， 進一步提高內(nèi)控質(zhì)量， 抑制尋租行為， 緩解代理問題， 提升產(chǎn)出效率， 提高企業(yè)的成長性。

面板B是基于模型（1）， 按照企業(yè)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)進行分組得到的實證檢驗結(jié)果。 從表中可以看出， 對于不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的企業(yè)回歸后出現(xiàn)了不同的結(jié)果， 在民企組中， 權(quán)力差距與企業(yè)成長性在10%的水平上顯著正相關(guān)， 而在國企和外企組中， 并未產(chǎn)生顯著影響， 這說明權(quán)力差距在不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的企業(yè)中起到了不同程度的作用。 在國企中， 兼具政治屬性的董事長、對董事會負責(zé)的總經(jīng)理因所處立場的不同， 并不能發(fā)揮如民企中二者權(quán)力差距對企業(yè)成長性的促進作用； 而外企中因企業(yè)文化的不同， 以及對于董事長權(quán)力賦予的差異， 其權(quán)力差距相比民企并不能更好地促進企業(yè)發(fā)展。 結(jié)果支持了本文研究H2， 相較于國企和外企， 在民企中， 董事長—總經(jīng)理權(quán)力差距越大會越有益于企業(yè)成長性。

面板C是按照企業(yè)的生命周期進行的分組研究。 從結(jié)果來看， 成長期企業(yè)的權(quán)力差距與企業(yè)成長性在5%的水平上顯著正相關(guān)， 而在非成長期企業(yè)組中兩者雖存在正相關(guān)關(guān)系但并不顯著， 且相比來看系數(shù)明顯減小， 說明非成長期企業(yè)的權(quán)力差距對成長性的促進作用要弱于成長期的企業(yè)。 董事長—總經(jīng)理權(quán)力差距在面臨趨于僵化、封閉的組織結(jié)構(gòu)時， 并不能改善管理混亂、權(quán)力爭奪、拉幫結(jié)派的現(xiàn)象， 過于集中的權(quán)力由于專斷、片面且不科學(xué)的決策會弱化企業(yè)民主， 無法合理行使適當(dāng)?shù)臋?quán)力， 不利于企業(yè)的成長。 即權(quán)力差距對企業(yè)成長性的促進作用確實受企業(yè)所處不同生命周期的影響， 支持了H3， 即董事長—總經(jīng)理權(quán)力差距越大會越益于企業(yè)成長性， 在企業(yè)處于成長期時這種影響最明顯。

五、內(nèi)生性檢驗

（一）固定效應(yīng)檢驗

為避免由于不可觀測的、不隨時間改變的個體差異或異質(zhì)性造成的遺漏變量問題， 減少內(nèi)生性影響， 對面板數(shù)據(jù)進行固定效應(yīng)的檢驗。 表5為固定效應(yīng)模型的分析結(jié)果， 從結(jié)果來看， 企業(yè)權(quán)力差距與企業(yè)成長性的系數(shù)為0.0058， 在1%的水平上顯著正相關(guān)， 即董事長—總經(jīng)理權(quán)力差距越大， 企業(yè)成長性越好。 同時， F統(tǒng)計量檢驗的p值小于0.01， 說明個體效應(yīng)顯著， 固定效應(yīng)模型可以通過控制不能觀察到的、不隨時間變化的個體異質(zhì)效應(yīng)， 從而減少內(nèi)生性問題， 更加穩(wěn)健， 模型效應(yīng)更好。 且未報告的Hausman檢驗結(jié)果表明， 伴隨概率P值小于顯著性水平， 固定效應(yīng)模型更優(yōu)。

（二）解釋變量滯后一期

由于上市公司董事長和總經(jīng)理當(dāng)期的選擇、權(quán)力的實施可能受到其他不可觀測因素的影響， 因此為了減少內(nèi)生性問題。 下文引入權(quán)力差距滯后一期（Power_d_lag）變量， 重新對上述研究假設(shè)進行回歸， 見表6。 從結(jié)果來看， 權(quán)力差距滯后一期與企業(yè)成長性的系數(shù)0.003在總樣本中仍然顯著正相關(guān)。 在企業(yè)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)不同的分組中， 仍然與之前的回歸結(jié)果一致： 在民企組中， 企業(yè)成長性與權(quán)力差距滯后一期的系數(shù)為0.002， 在10%的水平上顯著為正； 在國企組中， 系數(shù)為0.001但不顯著； 在外企組中， 系數(shù)為-0.008也不顯著。 在企業(yè)生命周期的分組樣本中： 成長期組的權(quán)力差距與企業(yè)成長性的系數(shù)為0.004， 在10%的水平上顯著為正， 而在非成長期組中二者關(guān)系不顯著。 滯后一期的解釋變量回歸結(jié)果與之前的研究結(jié)論相一致， 即董事長—總經(jīng)理權(quán)力差距仍然對企業(yè)成長性有促進作用， 在民營、成長期的企業(yè)中促進效應(yīng)更明顯。

六、穩(wěn)健性檢驗

（一）采用傾向得分匹配法

為了更好地說明權(quán)力差距對于企業(yè)成長性的促進作用， 本文根據(jù)傾向得分匹配方法， 構(gòu)建模型（2）：

Gi，t=β0+β1PD_dumi，t+ΣControls+δi，t （2）

解釋變量是權(quán)力差距的匹配變量（PD_dum）， 其衡量方法是： 首先利用中位數(shù)， 將模型（1）中的權(quán)力差距變量（Power_d）轉(zhuǎn)換為二元離散變量， 即權(quán)力差距大于中位數(shù)的為高權(quán)力差距組， 定義為PD_dum=1， 而權(quán)力差距小于或等于中位數(shù)的為低權(quán)力差距組， 此時PD_dum為0； 然后將控制變量設(shè)為匹配變量對兩組樣本進行匹配。 表7是將不參與匹配的樣本刪除后， 對剩下的傾向得分匹配數(shù)據(jù)進行回歸的結(jié)果。 從結(jié)果來看， 權(quán)力差距匹配變量與企業(yè)成長性的系數(shù)為0.03， 在1%的水平上顯著為正， 相較于低權(quán)力差距， 高權(quán)力差距確實會更能促進企業(yè)的成長性。

從未報告的傾向得分匹配分析得知， 在其他匹配變量一致的情況下， 高權(quán)力差距組和低權(quán)力差距組， 即解釋變量是1與解釋變量是0導(dǎo)致的被解釋變量的差異是0.079個單位， T值為3.03， 各匹配變量的均值標(biāo)準(zhǔn)化誤差均小于10%， 因此通過傾向得分匹配檢驗。

（二）修改解釋變量

本文在進行上述研究時， 所采用的權(quán)力差距（Power_d）是6種權(quán)力指標(biāo)直接相加得出的， 本文對權(quán)力差距14種指標(biāo)按照主成分分析法得到新的指標(biāo)權(quán)力差距（PCA_PD）， 重新進行上述所有研究分析， 得到的表8中所有回歸結(jié)果均與之前一致。 在總樣本模型中權(quán)力差距與企業(yè)成長性的系數(shù)為0.02， 在1%的水平上顯著為正。 在企業(yè)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)不同的分組中： 民企組中權(quán)力差距與企業(yè)成長性的系數(shù)為0.015， 在10%的水平上顯著為正； 國企組中系數(shù)為0.014但不顯著； 外企組中系數(shù)為-0.026， 也不顯著。 在企業(yè)生命周期的分組樣本中： 成長期組的權(quán)力差距與企業(yè)成長性的系數(shù)為0.022， 在5%的水平上顯著為正， 而非成長期組中二者的關(guān)系并不明顯。 修改解釋變量的回歸結(jié)果與之前的研究結(jié)論相一致， 即董事長—總經(jīng)理權(quán)力差距對企業(yè)成長性有促進作用， 在民企、成長期企業(yè)中其促進效應(yīng)更明顯。 結(jié)論仍支持了H1、H2和H3。

七、機制分析與檢驗

上述實證結(jié)果表明， 權(quán)力差距能夠顯著提高企業(yè)的成長性， 但是董事長—總經(jīng)理權(quán)力差距如何促進企業(yè)的成長性？ 因所有權(quán)和經(jīng)營權(quán)分離， 委托人與受托人的利益目標(biāo)并未完全達到一致。 為了實現(xiàn)自身利益目標(biāo)， 受托人會通過各種方式進行盈余管理， 通常會隱瞞非效率投資、經(jīng)營業(yè)績下降等信息， 而虛假信息的披露降低了企業(yè)的財務(wù)信息質(zhì)量， 增加了委托人和受托人之間的代理成本。 內(nèi)部控制制度是實現(xiàn)權(quán)力制衡的基本措施， 用以保障財務(wù)報告的可靠性。 提高內(nèi)部控制質(zhì)量意味著可以減少受托人機會主義選擇的可能性， 限制其披露虛假信息、減少操縱會計信息的行為，? 約束其對權(quán)力的濫用， 最終減少代理成本。

基于此， 本文認為董事長和總經(jīng)理的權(quán)力差距在遏制功能失調(diào)的沖突和權(quán)力斗爭時， 建立起了良好的等級秩序， 增強了企業(yè)內(nèi)部關(guān)系的穩(wěn)定性。 董事長作為企業(yè)的所有者， 本著企業(yè)利益最大化的原則， 為企業(yè)的長遠發(fā)展考慮， 會減少盈余管理并限制總經(jīng)理的機會主義選擇行為和尋租行為， 更好地提升了企業(yè)的內(nèi)部控制質(zhì)量。 換句話說， 內(nèi)部控制質(zhì)量的提升在一定程度上緩解了委托人和受托人之間出現(xiàn)的代理問題， 降低了信息不對稱程度， 并通過抑制管理費用的不合理支出， 保證企業(yè)財務(wù)報告質(zhì)量及相關(guān)信息的真實完整性， 從而達到提高經(jīng)營效率和效果、促進企業(yè)實現(xiàn)發(fā)展戰(zhàn)略的目標(biāo)， 最終促進企業(yè)成長。 因此， 本文接下來將企業(yè)的內(nèi)部控制質(zhì)量作為中介效應(yīng)變量， 揭示董事長—總經(jīng)理權(quán)力差距影響企業(yè)成長性的傳導(dǎo)路徑。

IC_Qualityi，t=δ+δ1Power_di，t+ΣControls+εi，t

（3）

模型（3）中， 被解釋變量IC_Quality是內(nèi)部控制質(zhì)量， 解釋變量是權(quán)力差距的綜合性指標(biāo)。 其中， 對內(nèi)部控制質(zhì)量（IC_Quality）的衡量， 本文選用迪博內(nèi)控指數(shù)， 回歸處理時考慮到前文所用變量的數(shù)據(jù)大小影響， 將迪博內(nèi)部控制指數(shù)縮小100倍。

中介效應(yīng)模型檢驗的結(jié)果如表9所示， 權(quán)力差距與內(nèi)部控制的系數(shù)為0.02， 在1%的水平上顯著正相關(guān)， 說明董事長—總經(jīng)理權(quán)力差距促進了內(nèi)部控制質(zhì)量的提高， 即董事長—總經(jīng)理權(quán)力差距越大， 內(nèi)部控制質(zhì)量越高。 且未報告的系數(shù)乘積檢驗結(jié)果顯示， 中介效應(yīng)占總效應(yīng)的79%， 代理成本對企業(yè)成長性作用顯著。 因此， 機制分析結(jié)果說明了在企業(yè)經(jīng)營中， 董事長—總經(jīng)理權(quán)力差距會促進內(nèi)部控制質(zhì)量的提高， 緩解代理問題， 降低信息不對稱程度， 從而提高經(jīng)營效率和效果、促進企業(yè)實現(xiàn)發(fā)展戰(zhàn)略目標(biāo)， 最終促進企業(yè)的成長性。

八、結(jié)論

本文通過分析高管權(quán)力差距和企業(yè)成長性的相關(guān)文獻， 構(gòu)建董事長和總經(jīng)理之間因所有權(quán)、資歷、職位、專業(yè)、政治、性別差異所形成的權(quán)力差距指標(biāo)， 結(jié)合企業(yè)的產(chǎn)權(quán)性質(zhì)和生命周期， 多角度探究高管權(quán)力差距對企業(yè)成長性的影響。 最終得出結(jié)論： 董事長—總經(jīng)理權(quán)力差距越大越有益于企業(yè)成長性， 并且隨著企業(yè)生命周期的逐漸成熟， 影響逐漸減弱， 即企業(yè)處于成長期時， 權(quán)力差距越大越有益于企業(yè)成長性； 相對于國企、外企而言， 民企的權(quán)力差距促進企業(yè)成長性的作用會更明顯。 通過中介效應(yīng)模型， 還找到了隱藏在董事長—總經(jīng)理權(quán)力差距與企業(yè)成長性之間的“黑箱”， 揭示了權(quán)力差距通過促進內(nèi)部控制質(zhì)量的提高， 降低代理成本， 進而促進企業(yè)成長性的傳導(dǎo)路徑， 為研究高管內(nèi)部的權(quán)力配置提供了重要啟示。

高管團隊內(nèi)部的權(quán)力分布對于企業(yè)的發(fā)展至關(guān)重要， 董事長和總經(jīng)理作為所有權(quán)和經(jīng)營權(quán)兩方的代表人物， 二者擁有的話語權(quán)對于企業(yè)規(guī)模的擴大、業(yè)務(wù)的增長、利潤的增加等都具有舉足輕重的作用。 因此， 適當(dāng)?shù)臋?quán)力差距對企業(yè)發(fā)展是非常關(guān)鍵的。 研究董事長—總經(jīng)理權(quán)力差距與企業(yè)成長性的關(guān)系， 有助于為合理配置公司控制權(quán)、提高公司價值、優(yōu)化企業(yè)健康成長提出可供探討的解決方向， 特別是對于國有企業(yè)來說， 單純追求權(quán)力差距不能有效解決公司內(nèi)部權(quán)力配置的失衡問題。 制定高管的權(quán)力授予與約束機制， 需要重視董事長和總經(jīng)理之間權(quán)力的來源， 根據(jù)企業(yè)不同的發(fā)展階段， 建立完整且明確的權(quán)力等級體系， 從而更好地優(yōu)化管理團隊， 進而提高企業(yè)成長性， 促進企業(yè)長期發(fā)展。

【 主 要 參 考 文 獻 】

［1］ Hofstede G.. Motivation， Leadership， and Organization： Do American Theories Apply Abroad［ J］．Organization Dynamics，1980（1）：42 ～ 63．

［2］ 郭曉薇．中國情境中的上下級關(guān)系構(gòu)念研究述評——兼論領(lǐng)導(dǎo)—成員交換理論的本土貼切性？［ J］．南開管理評論，2011（2）：61 ～ 63．

［3］ 張建君，張閆龍．董事長—總經(jīng)理的異質(zhì)性、權(quán)力差距和融洽關(guān)系與組織績效——來自上市公司的證據(jù)［ J］．管理世界，2016（1）：110 ～ 120+188．

［4］ Finkelstein S.. Power in Top Management Teams： Dimensions， Measurement， and Validation［ J］．The Academy of Management Journal，1992（3）：505 ～ 538．

［5］ Tyler T. R.， Lind E. A.， Huo Y. J.. Cultural Values and Authority Relations： The Psychology of Conflict Resolution Across Cultures［ J］．Psychology Public Policy & Law，2000（4）：1138 ～ 1163．

［6］ Anne S. Tsui， Charles A. O'Reilly. Beyond Simple Demographic Effects： The Importance of Relational Demography in Superior-Subordinate Dyads［ J］．The Academy of Management Journal，1989（2）：402 ～ 423．

［7］ 李端生，周虹．高管團隊特征、垂直對特征差異與內(nèi)部控制質(zhì)量［ J］．審計與經(jīng)濟研究，2017（2）：24 ～ 34．

［8］ Wang M.， Zheng J.， Business S. O.. Macroeconomic Growth， Capital Structure Fluctuation and Debt Capital Cost［ J］．Journal of Beijing Technology and Business University（Social Sciences），2016（5）：68 ～ 76．

［9］ 許寧寧．管理層能力與內(nèi)部控制——來自中國上市公司的經(jīng)驗證據(jù)［ J］．審計研究，2017（2）：80 ～ 88．

［10］ 唐榮祥，沈琨，劉天鵬．迪博內(nèi)控指數(shù)、市場化水平與公司成長關(guān)系分析——基于創(chuàng)業(yè)板公司數(shù)據(jù)［ J］．時代經(jīng)貿(mào)，2019（13）：99 ～ 100．

［11］ 趙斌斌，蔡弘，連瑞瑞．高管團隊內(nèi)部關(guān)系穩(wěn)定性與企業(yè)績效——基于權(quán)力差距的調(diào)節(jié)作用［ J］．技術(shù)經(jīng)濟與管理研究，2020（9）：57 ～ 62．

［12］ French J. R. P.， Raven B.. The Bases of Social Power［C］//Cartwright D. P..Studies in Social Power. Ann Arbor： University of Michigan，1959：150 ～ 167．

［13］ Spekman R. E.. Influence and Information： An Exploratory Investigation of the Boundary Role Person's Basis of Power［ J］．Academy of Management Journal，1979（1）：104 ～ 117．

［14］ John A. P.， Shaker A. Z.. The Relative Power of CEOs and Boards of Directors： Associations with Corporate Performance［ J］．Strategic Management Journal，1991（2）：135 ～ 153．

［15］ Ke B.， Mao X. S.， Wang B.， Zuo L.. Top Management Team Power in China： Measurement and Validation［ J］．Management Science，2021（5）：1 ～ 73．

［16］ 李濟廣，劉倬．國企董事長監(jiān)督機制存在的問題及建議［ J］．財會月刊，2020（13）：112 ～ 117．

［17］ 蔡寧，陳功道．論中小企業(yè)的成長性及其衡量［ J］．社會科學(xué)戰(zhàn)線，2001（1）：15 ～ 18．

［18］ 梁萊歆，金楊，趙娜．基于企業(yè)生命周期的R&D投入與企業(yè)績效關(guān)系研究——來自上市公司經(jīng)驗數(shù)據(jù)［ J］．科學(xué)學(xué)與科學(xué)技術(shù)管理，2010（12）：11 ～ 17+35．

［19］ 李云鶴，李湛，唐松蓮．企業(yè)生命周期、公司治理與公司資本配置效率［ J］．南開管理評論，2011（3）：110 ～ 121．

［20］ Haire M.. Biological Models and Empirical Histories in the Growth of Organizations［M］//Model Organization Theory. New York： John Wiley，1959：42 ～ 45．

［21］ Grainer L. E.. Evolution and Revolution as Organizations Grow［ J］．Harvard Business Review，1972（4）：37 ～ 46．

［22］ Adizes I.. Corporate Lifecycles： How and Why Corporations Grow and Die and What to Do about It［M］．New Jersey：Prentice Hall，1989．

［23］ Dickinson V.. Cash Flow Patterns as a Proxy for Firm Life Cycle［ J］．Accounting Review，2011（6）：1969 ～ 1994．

［24］ 李延喜，巴雪冰，薛光．企業(yè)成長性綜合評價方法的實證研究［ J］．大連理工大學(xué)學(xué)報（社會科學(xué)版），2006（3）：1 ～ 6．

［25］ 黃昕，李常洪，薛艷梅．高管團隊知識結(jié)構(gòu)特征與企業(yè)成長性關(guān)系——基于中小企業(yè)板塊上市公司的實證研究［ J］．經(jīng)濟問題，2010（2）：89 ～ 94．

［26］ 孫建強，許秀梅，高潔．企業(yè)生命周期的界定及其階段分析［ J］．商業(yè)研究，2003（18）：12 ～ 14．

［27］ 宋常，劉司慧．中國企業(yè)生命周期階段劃分及其度量研究［ J］．商業(yè)研究，2011（1）：1 ～ 10．

（責(zé)任編輯·校對： 劉鈺瑩? 羅萍）