田雨霽

高管團(tuán)隊(duì)職能背景異質(zhì)性、管理層權(quán)力與企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)

田雨霽

（安徽大學(xué) 商學(xué)院，安徽 合肥 230039）

高管團(tuán)隊(duì)作為公司治理的重要組成部分，其團(tuán)隊(duì)層面的職能經(jīng)驗(yàn)特征會(huì)對(duì)企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平產(chǎn)生怎樣的影響？基于高階梯隊(duì)理論，以2011—2020年中國(guó)制造業(yè)上市公司為樣本，對(duì)兩者的關(guān)系進(jìn)行考察。研究發(fā)現(xiàn)：高管團(tuán)隊(duì)職能背景異質(zhì)性抑制了企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平；管理層權(quán)力在兩者關(guān)系中發(fā)揮負(fù)向調(diào)節(jié)效應(yīng)；進(jìn)一步檢驗(yàn)表明，高管團(tuán)隊(duì)職能背景異質(zhì)性對(duì)企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)的抑制作用僅在非國(guó)有企業(yè)、非高新技術(shù)企業(yè)中顯著。研究結(jié)論為企業(yè)管控風(fēng)險(xiǎn)、高管團(tuán)隊(duì)治理提供了重要的啟示與借鑒。

高管團(tuán)隊(duì)； 職能背景異質(zhì)性； 管理層權(quán)力； 企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)

由高速增長(zhǎng)轉(zhuǎn)向高質(zhì)量發(fā)展是新時(shí)代我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的基本特征，而國(guó)民經(jīng)濟(jì)平穩(wěn)運(yùn)行是實(shí)現(xiàn)三大變革的重要基礎(chǔ)。企業(yè)投資決策中對(duì)風(fēng)險(xiǎn)的選擇能夠?yàn)槠髽I(yè)價(jià)值提升和國(guó)家經(jīng)濟(jì)持續(xù)增長(zhǎng)提供動(dòng)力[1]。風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平反映了企業(yè)對(duì)于收益和風(fēng)險(xiǎn)的權(quán)衡結(jié)果[2]，適度承擔(dān)風(fēng)險(xiǎn)不僅能給企業(yè)帶來(lái)高額收益，對(duì)于企業(yè)的長(zhǎng)遠(yuǎn)發(fā)展和價(jià)值提升也具有積極作用[3]，但過(guò)度承擔(dān)風(fēng)險(xiǎn)會(huì)引發(fā)企業(yè)的財(cái)務(wù)危機(jī)[4]。因此，在經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型的關(guān)鍵期，企業(yè)更應(yīng)謹(jǐn)慎進(jìn)行風(fēng)險(xiǎn)選擇，為社會(huì)資本的積累和我國(guó)經(jīng)濟(jì)的轉(zhuǎn)型升級(jí)提供動(dòng)力。在此背景下，企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)的影響因素研究成為學(xué)術(shù)界尤為關(guān)注的話題。

企業(yè)的風(fēng)險(xiǎn)決策不僅會(huì)受到外部環(huán)境和公司治理水平的影響，管理者背景經(jīng)歷和個(gè)人特征也是其重要影響因素[5-6]。高管團(tuán)隊(duì)的有效合作有利于推動(dòng)企業(yè)創(chuàng)新績(jī)效的實(shí)現(xiàn)[7]、完善企業(yè)社會(huì)責(zé)任的履行狀況[8]、提升戰(zhàn)略決策效率[9]。高管團(tuán)隊(duì)職能背景異質(zhì)性反映了團(tuán)隊(duì)成員在認(rèn)知和能力方面的差異，既可能導(dǎo)致團(tuán)隊(duì)內(nèi)部沖突增加[10]，削弱公司業(yè)績(jī)水平[11]，也可能促進(jìn)高管團(tuán)隊(duì)視角多元化，使企業(yè)行為的正確性與靈敏性得到有效保障。此外，兩權(quán)分離的現(xiàn)代公司制度下，管理層的自利動(dòng)機(jī)也是企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)決策的重要影響因素，管理層權(quán)力是實(shí)現(xiàn)高管自利行為的重要工具。管理自主權(quán)較高的高管能夠在一定程度上將個(gè)人意愿滲透于企業(yè)決策中，從而影響企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平[12]。

一、文獻(xiàn)綜述

關(guān)于這一問(wèn)題的研究成果，主要?dú)w納觀點(diǎn)如下：

（一）高管團(tuán)隊(duì)職能背景異質(zhì)性與企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)

適當(dāng)?shù)娘L(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)能夠提高社會(huì)勞動(dòng)生產(chǎn)率、促進(jìn)公司長(zhǎng)遠(yuǎn)發(fā)展，同時(shí)外部環(huán)境和公司治理等因素也會(huì)對(duì)企業(yè)的風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)行為產(chǎn)生影響[13-14]。國(guó)內(nèi)外學(xué)者從宏觀經(jīng)濟(jì)狀況、制度約束及文化宗教等外部環(huán)境因素和治理結(jié)構(gòu)、激勵(lì)機(jī)制以及股權(quán)性質(zhì)等企業(yè)內(nèi)部因素兩個(gè)方面，積極展開(kāi)企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)的影響機(jī)制研究。隨著對(duì)代理理論和高階理論的深入探討，越來(lái)越多的學(xué)者將高管團(tuán)隊(duì)特征作為企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)的重要影響因素展開(kāi)討論。高管團(tuán)隊(duì)既是企業(yè)的戰(zhàn)略性資源，又是企業(yè)經(jīng)營(yíng)發(fā)展的最終責(zé)任主體，在企業(yè)中擁有最終決策意見(jiàn)和最高權(quán)力地位[15-16]。高管團(tuán)隊(duì)不僅僅是通過(guò)團(tuán)隊(duì)成員能力素質(zhì)的簡(jiǎn)單加總來(lái)對(duì)企業(yè)發(fā)揮作用的，更多的是在成員間目標(biāo)整合、思想碰撞、信息交換、資源共享的過(guò)程中為企業(yè)創(chuàng)造效能。學(xué)者們根據(jù)高階理論，從高層管理者的認(rèn)知基礎(chǔ)和價(jià)值觀出發(fā)探討高管團(tuán)隊(duì)與組織行為之間的關(guān)系，他們會(huì)因自身的經(jīng)驗(yàn)、能力和個(gè)人偏好而做出差異化的選擇。高管團(tuán)隊(duì)職能背景異質(zhì)性反映了高管團(tuán)隊(duì)成員認(rèn)知模式和決策偏好的差異[17]，其與企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)的關(guān)系研究尚無(wú)一致結(jié)論。孫玥璠等整體上分析包括年齡、教育程度和職能背景在內(nèi)的高管團(tuán)隊(duì)異質(zhì)性對(duì)企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)的影響，并證實(shí)了兩者的負(fù)相關(guān)關(guān)系[18]。Cláudia等認(rèn)為職能背景異質(zhì)性高的高管團(tuán)隊(duì)由于獲取了充足的信息，降低了風(fēng)險(xiǎn)感知度，從而加大企業(yè)的風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平[19]。

（二）管理層權(quán)力與企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)

在兩權(quán)分離的制度背景下，所有者缺位、兩職合一、股權(quán)分散等問(wèn)題日益嚴(yán)重，公司經(jīng)營(yíng)發(fā)展的重大決策權(quán)由董事會(huì)轉(zhuǎn)移到管理層手中，管理者能夠運(yùn)用權(quán)力將其個(gè)人意志作用于公司的薪酬契約、經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)和投資決策中?，F(xiàn)有學(xué)者對(duì)管理層權(quán)力與企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)之間的關(guān)系研究存在著差異化的結(jié)論。Wright指出，管理層權(quán)力的增大會(huì)促使管理者更加害怕失去現(xiàn)有地位、聲譽(yù)和財(cái)產(chǎn)[20]。因此，為維護(hù)投資者的信任、避免薪酬回報(bào)和個(gè)人聲譽(yù)受到損失，管理層傾向于在投資中采取防御策略，具有較低的風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)意愿[21]。然而，李海霞和王振山指出，相對(duì)于“代理人規(guī)避假說(shuō)”，“行為決策理論”的推論更適合解釋兩者的相關(guān)關(guān)系，他們認(rèn)為由于面臨較小的權(quán)力制衡，管理層權(quán)力的擴(kuò)大能夠促使高管產(chǎn)生極端績(jī)效[22]。權(quán)小鋒和吳世農(nóng)也提出管理者權(quán)力的提高會(huì)導(dǎo)致管理層與企業(yè)利益相背離[23]，管理者會(huì)充分利用權(quán)力和信息優(yōu)勢(shì)調(diào)配資源以滿足其自利動(dòng)機(jī)，從而加大對(duì)高風(fēng)險(xiǎn)高收益項(xiàng)目的偏好。

綜上所述，已有文獻(xiàn)在企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)的影響因素研究中展開(kāi)了對(duì)高管團(tuán)隊(duì)異質(zhì)性、管理層權(quán)力的作用機(jī)制分析，但相關(guān)研究處于探索階段，結(jié)論尚不一致，并且鮮有學(xué)者在同一框架內(nèi)展開(kāi)對(duì)三者之間的關(guān)系探討。因此，本文聚焦于職能背景的差異，探究高管團(tuán)隊(duì)職能背景異質(zhì)性對(duì)企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平的抑制作用，并考察這一影響過(guò)程中管理層權(quán)力的調(diào)節(jié)效應(yīng)，隨后深入分析高管團(tuán)隊(duì)職能背景異質(zhì)性對(duì)企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)的影響在不同類型企業(yè)中是否存在差異，從而為優(yōu)化高管團(tuán)隊(duì)建設(shè)、合理配置管理層權(quán)力、有效防控風(fēng)險(xiǎn)提供參考建議。

二、研究假設(shè)

（一）高管團(tuán)隊(duì)職能背景異質(zhì)性與企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)

基于高階梯隊(duì)理論，高管團(tuán)隊(duì)作為企業(yè)重要的決策主體，其認(rèn)知結(jié)構(gòu)、行為態(tài)度和價(jià)值取向均會(huì)受到職業(yè)經(jīng)歷的影響，從而作用于公司的戰(zhàn)略決策[24]。職能背景異質(zhì)性水平與高管團(tuán)隊(duì)整體的決策思維和價(jià)值認(rèn)知密切相關(guān)，并能夠在信息提供和決策形成的過(guò)程中影響企業(yè)的風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)行為。

一方面，職能背景異質(zhì)性高意味著高管團(tuán)隊(duì)擁有豐富的資源基礎(chǔ)，對(duì)外部變化的反應(yīng)更加靈敏。職能背景異質(zhì)性高的高管團(tuán)隊(duì)具有更多的信息渠道并能從多樣化的專業(yè)領(lǐng)域進(jìn)行判斷，為企業(yè)提供了不同角度的評(píng)估風(fēng)險(xiǎn)[25]。團(tuán)隊(duì)成員通過(guò)信息交換能夠減少?zèng)Q策中的失誤，從而有利于企業(yè)有效識(shí)別風(fēng)險(xiǎn)、避免盲目投資。因此，異質(zhì)職能經(jīng)驗(yàn)充足的高管團(tuán)隊(duì)在進(jìn)行風(fēng)險(xiǎn)選擇時(shí)，其更加全面的考慮和保守理性的態(tài)度使企業(yè)表現(xiàn)出較低的風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平。

另一方面，社會(huì)分類理論指出，由于團(tuán)隊(duì)成員傾向與同質(zhì)化的群體展開(kāi)交往互動(dòng)以獲得社會(huì)認(rèn)同，而排斥和歧視其他群體，有損于團(tuán)隊(duì)凝聚力的形成。因此，工作經(jīng)歷和行為偏好的差異造成的認(rèn)知沖突使高管團(tuán)隊(duì)在決策分析時(shí)反應(yīng)遲緩、缺乏執(zhí)行力度[26]，降低了企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)決策的效率。此外，職業(yè)背景差異增強(qiáng)了團(tuán)隊(duì)成員維持內(nèi)部關(guān)系的壓力，使其為獲取其他高管甚至內(nèi)部小團(tuán)體的認(rèn)可，保留自己的專業(yè)意見(jiàn)，發(fā)表同質(zhì)化的觀點(diǎn)，最終導(dǎo)致公司決策往往是團(tuán)隊(duì)成員協(xié)商和妥協(xié)的結(jié)果，具有規(guī)避風(fēng)險(xiǎn)的特征[18]。基于此，本文提出假設(shè)H1：

H1：高管團(tuán)隊(duì)職能背景異質(zhì)性對(duì)企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)具有負(fù)向影響。

（二）管理層權(quán)力的調(diào)節(jié)效應(yīng)

管理層權(quán)力反映了管理者通過(guò)改變企業(yè)戰(zhàn)略決策和發(fā)展方向?qū)崿F(xiàn)自身意愿的能力[27]，其大小取決于企業(yè)控制權(quán)和所有權(quán)兩方面的結(jié)構(gòu)分布[28]。

一是控制權(quán)結(jié)構(gòu)，董事會(huì)與管理層人員之間交叉任職，使管理者擁有更大權(quán)限按個(gè)人意愿對(duì)企業(yè)資源進(jìn)行調(diào)配[12]。權(quán)力的擴(kuò)大強(qiáng)化了管理者對(duì)待風(fēng)險(xiǎn)自信、樂(lè)觀的態(tài)度，使其更加關(guān)注承擔(dān)風(fēng)險(xiǎn)帶來(lái)的潛在收益[29]，表現(xiàn)出更強(qiáng)的風(fēng)險(xiǎn)偏好。反之，當(dāng)管理層擁有較小的管理自由度時(shí)，高管的行為抑制系統(tǒng)被激發(fā)[30]，對(duì)于威脅其個(gè)人利益的負(fù)面信息更加敏感，從而導(dǎo)致具有不同職能背景的團(tuán)隊(duì)成員傾向于在風(fēng)險(xiǎn)決策中相互推卸責(zé)任以避免利益損失，表現(xiàn)出對(duì)風(fēng)險(xiǎn)更加保守的態(tài)度。

二是所有權(quán)結(jié)構(gòu)，由于利益協(xié)同效應(yīng)的存在，股權(quán)過(guò)度分散，可能會(huì)引發(fā)股東的“搭便車(chē)”行為，從而弱化對(duì)管理者的監(jiān)督制衡，擴(kuò)大了管理層權(quán)力。在此情況下，高管利用其職位謀取私利的能力和動(dòng)機(jī)得以加強(qiáng)。因此，管理層權(quán)力的增大促使職能背景異質(zhì)性高的高管團(tuán)隊(duì)充分利用其信息資源，在較小的監(jiān)管壓力和行為制約下加大對(duì)高風(fēng)險(xiǎn)項(xiàng)目的投資，以實(shí)現(xiàn)團(tuán)隊(duì)成員的個(gè)人利益追求，從而減少了高管團(tuán)隊(duì)職能背景異質(zhì)性對(duì)企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)的負(fù)向影響?；谝陨戏治?，本文提出假設(shè)H2：

H2：管理層權(quán)力的擴(kuò)大削弱了高管團(tuán)隊(duì)職能背景異質(zhì)性與企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)的負(fù)相關(guān)關(guān)系。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）樣本數(shù)據(jù)選取

本文選擇2011—2020年滬深A(yù)股制造業(yè)上市公司數(shù)據(jù)作為初始樣本，由于因變量企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)的計(jì)算需要3年窗口期數(shù)據(jù)，因此，其余變量的數(shù)據(jù)實(shí)際上選取自2011—2018年。在此基礎(chǔ)上，剔除數(shù)據(jù)采集期間ST的樣本，剔除高管職能背景數(shù)據(jù)嚴(yán)重缺失的樣本，最終保留9416個(gè)樣本。本文數(shù)據(jù)均來(lái)自于國(guó)泰安（CSMAR）數(shù)據(jù)庫(kù)，并對(duì)所有連續(xù)變量在1%和99%水平上進(jìn)行縮尾處理以消除極端值的影響。

（二）變量定義

1．被解釋變量：企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平

現(xiàn)有文獻(xiàn)常用盈利波動(dòng)性[3]、股票波動(dòng)性[31]、資產(chǎn)負(fù)債率[32]等作為企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平的衡量指標(biāo)。由于中國(guó)股票市場(chǎng)不確定性較大，且盈利的波動(dòng)是企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)行為的結(jié)果，高風(fēng)險(xiǎn)的項(xiàng)目將會(huì)導(dǎo)致企業(yè)的未來(lái)收益呈現(xiàn)出較大程度的波動(dòng)。因此，本文借鑒余明桂等[3]的做法，選用盈利波動(dòng)性對(duì)其進(jìn)行度量。其中企業(yè)Roa等于息稅前利潤(rùn)（EBIT）與年末總資產(chǎn)（ASSET）之比。為減少經(jīng)濟(jì)周期與行業(yè)因素的影響，用企業(yè)Roa減去每年制造業(yè)細(xì)分行業(yè)的Roa均值得到Adj_Roa，再在三年的考察期內(nèi)滾動(dòng)計(jì)算Adj_Roa的標(biāo)準(zhǔn)差和極差。即：

其中：

式（1）至式（3）中，i表示企業(yè)；t表示考察期內(nèi)的年度，取值為1至3；X表示某行業(yè)企業(yè)總數(shù)；k表示該行業(yè)第k家企業(yè)。

2．解釋變量：高管團(tuán)隊(duì)職能背景異質(zhì)性

結(jié)合現(xiàn)有研究，本文的高管團(tuán)隊(duì)成員包括除董事和監(jiān)事外，在公司領(lǐng)取薪酬的高層管理人員。本文借鑒Murray[33]的分類，將職能背景劃分為生產(chǎn)、研發(fā)、設(shè)計(jì)、人力資源、管理、市場(chǎng)、金融、財(cái)務(wù)和法律九類，并采用Blau指數(shù)法進(jìn)行測(cè)度，具體公式如下：

3．調(diào)節(jié)變量：管理層權(quán)力

參考白俊和連立帥[29]的做法，通過(guò)控制權(quán)結(jié)構(gòu)與所有權(quán)結(jié)構(gòu)兩個(gè)維度衡量管理層權(quán)力Power的大小。對(duì)于控制權(quán)結(jié)構(gòu)，當(dāng)總經(jīng)理兼任董事長(zhǎng)時(shí)取3，兼任董事時(shí)取2，不兼任董事職位時(shí)取1。對(duì)于所有權(quán)結(jié)構(gòu)，用第2至第10大股東持股比例之和與第1大股東持股比例的比值表示。兩者進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理后的和為管理層權(quán)力的大小，該數(shù)值越大，意味著管理層權(quán)力越大。

4．控制變量

在已有文獻(xiàn)的基礎(chǔ)上，本文選取以下控制變量：企業(yè)規(guī)模（Size）、資產(chǎn)負(fù)債率（Lev）、企業(yè)年齡（Age）、企業(yè)業(yè)績(jī)（Roa）、董事會(huì)規(guī)模（Bod）、高管團(tuán)隊(duì)規(guī)模（TMTscale）、年齡均值（TMTage）、性別異質(zhì)性（TMTsex）、任期均值（TMTten）。此外，本文還控制了年份、行業(yè)和地區(qū)固定效應(yīng)。

表1 變量定義

（三）模型設(shè)計(jì)

為驗(yàn)證假設(shè)H1、H2，本文構(gòu)建以下回歸模型：

四、實(shí)證結(jié)果與分析

（一）描述性統(tǒng)計(jì)

表2是所有變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平RiskT1、RiskT2均值分別為0.034、0.063，標(biāo)準(zhǔn)差分別為0.041、0.076，說(shuō)明我國(guó)制造業(yè)上市公司企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平較低且差距較小，與已有研究結(jié)果基本一致[34]。高管團(tuán)隊(duì)職能背景異質(zhì)性Proh的均值為0.686，標(biāo)準(zhǔn)差為0.091，說(shuō)明制造業(yè)上市公司高管團(tuán)隊(duì)成員職能背景差異較大且具有普遍性。管理層權(quán)力最大值為5.691，最小值為0.006，說(shuō)明樣本公司管理層權(quán)力的大小同樣存在明顯差距。

表2 描述性統(tǒng)計(jì)

（二）相關(guān)性分析

表3中報(bào)告了主要變量的Pearson相關(guān)系數(shù)，高管團(tuán)隊(duì)職能背景異質(zhì)性Proh與企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平顯著負(fù)相關(guān)，管理層權(quán)力Power與企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平顯著正相關(guān)，初步驗(yàn)證了高管團(tuán)隊(duì)職能背景異質(zhì)性對(duì)企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平的抑制作用，以及管理層權(quán)力在兩者關(guān)系中的負(fù)向調(diào)節(jié)效應(yīng)，具體結(jié)果需要進(jìn)一步回歸分析檢驗(yàn)。

表3 相關(guān)性分析

注：***、**分別表示在1%、5%的水平上顯著。

（三）回歸結(jié)果分析

1．高管團(tuán)隊(duì)職能背景異質(zhì)性與企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)

表4列（1）、列（2）反映了高管團(tuán)隊(duì)職能背景異質(zhì)性與企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)關(guān)系的回歸結(jié)果?？梢钥闯?，高管團(tuán)隊(duì)職能背景異質(zhì)性Proh對(duì)RiskT1和RiskT2的回歸系數(shù)分別為-0.017、-0.032，且均在1%的水平上顯著，假說(shuō)H1得以證實(shí)，說(shuō)明職能背景異質(zhì)性高的高管團(tuán)隊(duì)由于能夠依據(jù)多樣化的專業(yè)領(lǐng)域和豐富的信息渠道進(jìn)行風(fēng)險(xiǎn)判斷，從而在決策中能夠有效識(shí)別風(fēng)險(xiǎn)并避免盲目投資。同時(shí)，高管團(tuán)隊(duì)成員職業(yè)背景差異所引發(fā)的認(rèn)知沖突，降低了企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)決策的質(zhì)量，導(dǎo)致企業(yè)決策呈現(xiàn)出風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避的特征。

2．高管團(tuán)隊(duì)職能背景異質(zhì)性、管理層權(quán)力與企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)

管理層權(quán)力的調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果如表4列（3）、列（4）所示，解釋變量Proh與調(diào)節(jié)變量Power的交乘項(xiàng)系數(shù)均在1%的水平上顯著為正，表明管理者權(quán)力的擴(kuò)大削弱了高管團(tuán)隊(duì)職能背景異質(zhì)性與企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)的負(fù)向關(guān)系，即管理層權(quán)力提升了高管的自利動(dòng)機(jī)、強(qiáng)化了其對(duì)待風(fēng)險(xiǎn)的樂(lè)觀態(tài)度，促使高職能背景異質(zhì)性的高管團(tuán)隊(duì)充分利用其資源基礎(chǔ)和管理權(quán)限，加大對(duì)高收益高風(fēng)險(xiǎn)項(xiàng)目的投資。管理層權(quán)力的調(diào)節(jié)效應(yīng)得到證實(shí)。

表4 回歸分析結(jié)果

注：***、**和*分別表示在1%、5%和10%的顯著性水平，括號(hào)內(nèi)的數(shù)值為t檢驗(yàn)值，下表同。

（四）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1．替換被解釋變量的衡量方式

本文改用五年（T-2年至T+2年）的考察窗口期計(jì)算企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)RiskT1、RiskT2，并更改企業(yè)Roa的衡量方式為息稅折舊攤銷(xiāo)前利潤(rùn)（EBITDA）與年末總資產(chǎn)（ASSET）之比?；貧w結(jié)果如表5列（1）至列（4）所示，Proh的回歸系數(shù)依然顯著為負(fù)，交乘項(xiàng)Proh×Power的回歸系數(shù)依然顯著為正，本文研究結(jié)論沒(méi)有改變。

2．滯后變量法

高管團(tuán)隊(duì)職能背景異質(zhì)性、管理層權(quán)力對(duì)企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平的影響可能存在滯后性，因此將職能背景異質(zhì)性Proh和管理層權(quán)力Power滯后一期進(jìn)行檢驗(yàn)。回歸結(jié)果見(jiàn)表5列（5）至列（8），高管團(tuán)隊(duì)職能背景異質(zhì)性滯后項(xiàng)L.Proh的回歸系數(shù)仍然在1%水平上顯著為負(fù)，L.Proh與L.Power交互項(xiàng)的回歸系數(shù)均在5%水平上顯著為正，表明了研究結(jié)論的穩(wěn)健性。

表5 替換衡量方式和滯后變量檢驗(yàn)結(jié)果

3．內(nèi)生性檢驗(yàn)

第一，固定效應(yīng)模型。本文采用固定效應(yīng)模型進(jìn)行回歸檢驗(yàn)，結(jié)果如表6所示，在控制了公司固定效應(yīng)后，列（1）、列（2）中Proh的回歸系數(shù)均在10%的水平上顯著為負(fù)，列（3）、列（4）中Proh與Power交乘項(xiàng)的回歸系數(shù)也均在10%的水平上顯著為正，表明遺漏個(gè)體變量基本不會(huì)影響本文的研究結(jié)論。

第二，工具變量法。由于同行業(yè)企業(yè)面臨的外部環(huán)境較為一致，其高管團(tuán)隊(duì)配置具有一定的相似性，并且現(xiàn)階段沒(méi)有研究表明同行業(yè)高管團(tuán)隊(duì)職能背景異質(zhì)性程度會(huì)影響單個(gè)企業(yè)的風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平，因此，本文選取高管團(tuán)隊(duì)職能背景異質(zhì)性的行業(yè)年度均值（MProh）作為工具變量，進(jìn)行兩階段回歸。由表6列（5）、列（6）可知，模型M1中Proh回歸系數(shù)分別為-0.121、-0.211，且與RiskT1、RiskT2顯著負(fù)相關(guān)。列（7）、列（8）顯示，模型M2中Proh×Power的回歸系數(shù)均顯著為正。此外，通過(guò)Kleibergen-Paaprk LM統(tǒng)計(jì)量和Cragg-Donald Wald F統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)證實(shí)了該工具變量的合理性。因此，高管團(tuán)隊(duì)職能背景異質(zhì)性、管理層權(quán)力與企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)的關(guān)系并沒(méi)有因?yàn)檫z漏控制變量發(fā)生實(shí)質(zhì)改變。

表6 內(nèi)生性檢驗(yàn)結(jié)果

五、進(jìn)一步分析

（一）基于產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的分組回歸

國(guó)有企業(yè)在接受政府幫助的同時(shí)，也額外承擔(dān)著一些政策性目標(biāo)，其投資決策行為與非國(guó)有企業(yè)存在差異。本文依據(jù)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)將樣本企業(yè)分為國(guó)有企業(yè)和非國(guó)有企業(yè)兩組，設(shè)置產(chǎn)權(quán)性質(zhì)虛擬變量Soe，國(guó)有企業(yè)取1，否則為0，分別對(duì)模型M1進(jìn)行回歸，探討產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的不同是否導(dǎo)致高管團(tuán)隊(duì)職能背景異質(zhì)性與企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)相關(guān)關(guān)系的差異?；貧w結(jié)果如表7所示，非國(guó)有企業(yè)Proh的相關(guān)系數(shù)顯著為負(fù)，而國(guó)有企業(yè)中Proh的回歸系數(shù)并不顯著。

其原因在于：國(guó)有企業(yè)的目標(biāo)不僅在于實(shí)現(xiàn)自身價(jià)值最大化，同時(shí)要兼顧諸如加快地方經(jīng)濟(jì)發(fā)展、促進(jìn)就業(yè)、實(shí)現(xiàn)GDP穩(wěn)步增長(zhǎng)等宏觀經(jīng)濟(jì)需求。為達(dá)成這些指標(biāo)，國(guó)有企業(yè)高管團(tuán)隊(duì)不僅站在企業(yè)的角度作出決策，他們會(huì)為了社會(huì)勞動(dòng)生產(chǎn)率水平的提升和社會(huì)資源的高效配置承擔(dān)更多的風(fēng)險(xiǎn)。與國(guó)有企業(yè)相比，非國(guó)有企業(yè)受到的政府壓力較小，因此，非國(guó)有企業(yè)的高管更多地出于對(duì)企業(yè)發(fā)展和團(tuán)隊(duì)關(guān)系的考慮選擇投資項(xiàng)目，其風(fēng)險(xiǎn)決策也更能反映出高管團(tuán)隊(duì)職能背景異質(zhì)性對(duì)于企業(yè)的影響。因此，高管團(tuán)隊(duì)職能背景異質(zhì)性對(duì)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平的抑制作用僅存在于非國(guó)有企業(yè)中。

表7 異質(zhì)性分析：產(chǎn)權(quán)性質(zhì)

（二）基于企業(yè)類型的分組回歸

高新技術(shù)類企業(yè)屬于技術(shù)密集型企業(yè)，其不斷進(jìn)行研發(fā)投入引發(fā)各類風(fēng)險(xiǎn)的同時(shí)，也接受著政府的大量補(bǔ)貼，因此，高新技術(shù)企業(yè)對(duì)風(fēng)險(xiǎn)的承擔(dān)有別于其他企業(yè)。本文根據(jù)企業(yè)類型將全部樣本劃分為高新技術(shù)企業(yè)和非高新技術(shù)企業(yè)，考察高管團(tuán)隊(duì)職能背景異質(zhì)性對(duì)企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)的影響在不同類型企業(yè)中是否存在差異。回歸結(jié)果如表8列（1）、列（2）所示，非高新技術(shù)企業(yè)中Proh對(duì)RiskT1、RiskT2回歸系數(shù)分別為-0.031、-0.058，且均在1%的水平上顯著，而列（3）、列（4）中高新技術(shù)企業(yè)的Proh回歸系數(shù)雖然為負(fù)但并不顯著。

究其原因：一方面，技術(shù)是高新技術(shù)類企業(yè)生存發(fā)展的重要支撐。高新技術(shù)企業(yè)需要長(zhǎng)期投入大量資源、人力進(jìn)行技術(shù)創(chuàng)新和產(chǎn)品研發(fā)以獲取長(zhǎng)期的競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)。高新技術(shù)企業(yè)的屬性決定了其具有較高的風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平。另一方面，技術(shù)創(chuàng)新也是國(guó)家發(fā)展的重要?jiǎng)恿?。為助力高新技術(shù)企業(yè)的發(fā)展，政府對(duì)其提供了政策性支持，除了所得稅優(yōu)惠外，大量財(cái)政補(bǔ)貼使高新技術(shù)企業(yè)擁有充足的資金基礎(chǔ)應(yīng)對(duì)投資失敗的風(fēng)險(xiǎn)，其承擔(dān)風(fēng)險(xiǎn)的意愿增強(qiáng)。因此，高新技術(shù)企業(yè)中，高管團(tuán)隊(duì)職能背景異質(zhì)性對(duì)企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)的負(fù)相關(guān)關(guān)系不再顯著。

表8 異質(zhì)性分析：企業(yè)類型

六、結(jié)論與建議

高管團(tuán)隊(duì)作為公司重要的領(lǐng)導(dǎo)與責(zé)任主體，其個(gè)性特征和態(tài)度傾向?qū)ζ髽I(yè)的決策與發(fā)展具有根本性影響。本文以2011—2020年中國(guó)A股制造業(yè)上市公司為樣本，檢驗(yàn)高管團(tuán)隊(duì)職能背景異質(zhì)性、管理層權(quán)力與企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)三者之間的關(guān)系。研究發(fā)現(xiàn)：首先，高管團(tuán)隊(duì)職能背景異質(zhì)性顯著降低了企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平；其次，管理層權(quán)力的提升削弱了高管團(tuán)隊(duì)職能背景異質(zhì)性對(duì)企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)的抑制作用；最后，高管團(tuán)隊(duì)職能背景異質(zhì)性對(duì)企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)的負(fù)向影響僅在非國(guó)有企業(yè)和非高新技術(shù)企業(yè)中顯著。根據(jù)上述結(jié)論，本文提出如下建議：

第一，在人才引領(lǐng)發(fā)展的戰(zhàn)略背景下，應(yīng)立足于提升人才質(zhì)量、合理配置人力資源，以實(shí)現(xiàn)企業(yè)和國(guó)家經(jīng)濟(jì)發(fā)展。因此，企業(yè)需要結(jié)合自身經(jīng)營(yíng)戰(zhàn)略和發(fā)展?fàn)顩r，合理配置人力資源。在組建高管團(tuán)隊(duì)時(shí)，既要保持一定的差異性以拓寬企業(yè)信息渠道、提高其問(wèn)題處理能力，又要避免團(tuán)隊(duì)成員背景差異過(guò)大造成認(rèn)知沖突，從而對(duì)企業(yè)發(fā)展及日常經(jīng)營(yíng)決策造成不利影響。此外，企業(yè)應(yīng)當(dāng)通過(guò)技能培訓(xùn)、輪崗交流、建設(shè)企業(yè)文化等途徑提升高管團(tuán)隊(duì)成員綜合能力、協(xié)調(diào)成員間的關(guān)系。

第二，管理層權(quán)力過(guò)大可能會(huì)引發(fā)代理問(wèn)題，損害公司利益，因此需合理配置管理層權(quán)力并進(jìn)行適當(dāng)監(jiān)管。一方面，應(yīng)當(dāng)完善公司的治理結(jié)構(gòu)，將權(quán)力在董事會(huì)與管理層之間進(jìn)行有益分配，促進(jìn)兩者相互監(jiān)督與制衡；另一方面，公司應(yīng)避免股權(quán)過(guò)度分散而產(chǎn)生“用腳投票”的現(xiàn)象，合理的所有權(quán)結(jié)構(gòu)有利于增強(qiáng)股東對(duì)代理人的監(jiān)管動(dòng)機(jī)。此外，可以建立適度的激勵(lì)機(jī)制，使管理層在掌握權(quán)力的同時(shí)能夠自覺(jué)作出符合企業(yè)長(zhǎng)期發(fā)展的決策。

[1] 李文貴，余明桂．所有權(quán)性質(zhì)、市場(chǎng)化進(jìn)程與企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)[J]．中國(guó)工業(yè)經(jīng)濟(jì)，2012（12）：115-127．

[2] 李新麗，程俊，萬(wàn)壽義．制度脆弱性與企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平：損失規(guī)避還是機(jī)遇尋求[J]．現(xiàn)代財(cái)經(jīng)（天津財(cái)經(jīng)大學(xué)學(xué)報(bào)），2021，41（4）：83-100．

[3] 余明桂，李文貴，潘紅波．民營(yíng)化、產(chǎn)權(quán)保護(hù)與企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)[J]．經(jīng)濟(jì)研究，2013，48（9）：112-124．

[4] Bebchuk L A, Cohen A, Spamann H. The Wages of Failure: Executive Compensation at Bear Stearns and Lehman 2000-2008[J]., 2010,27(2):145-151.

[5] Malmendier U, Yan G J. Overconfidence and Early-Life Experiences: The Effect of Managerial Traits on Corporate Financial Policies[J]., 2011,66(5):1687-1733.

[6] 李彬，郭菊娥，蘇坤．企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)：女兒不如男嗎？——基于CEO性別的分析[J]．預(yù)測(cè)，2017，36（3）：21-27，35．

[7]王佳．高管團(tuán)隊(duì)穩(wěn)定性、研發(fā)投入與企業(yè)創(chuàng)新績(jī)效關(guān)系研究——基于會(huì)計(jì)穩(wěn)健性視角[J]．預(yù)測(cè)，2020，39（5）：30-36．

[8] 朱樂(lè)，陳承．關(guān)系嵌入視角下高管團(tuán)隊(duì)異質(zhì)性對(duì)企業(yè)社會(huì)責(zé)任績(jī)效的影響研究[J]．管理學(xué)報(bào)，2020，17（9）：1318-1326．

[9] Bromiley P, Rau D. Social, Behavioral and Cognitive Influences on Upper Echelons During Strategy Process: A Literature review[J]., 2016,42(1):174-202.

[10] Harrison D A, Price K H, Gavin J H, et al. Time, Teams and Task Performance: Changing Effects of Surface-and Deep-Level Diversity on Group Functioning[J]., 2002,45(5):1029-1045.

[11] Certo S T, Lester R H, Dalton C M, et al. Top Management Teams, Strategy and Financial Performance: A Meta-Analytic Examination[J]., 2010,43(4):813-839.

[12] 郭吉濤，姚佳成．?dāng)?shù)字經(jīng)濟(jì)與企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)：管理自主權(quán)的調(diào)節(jié)效應(yīng)[J]．河海大學(xué)學(xué)報(bào)（哲學(xué)社會(huì)科學(xué)版），2022，24（1）：83-91，112．

[13] Rodenbach M, Brettel M. CEO Experience as Micro-Level Origin of Dynamic Capabilities[J]., 2012,50(4):611-634.

[14] Kor Y Y, Misangyi V F. Outside Directors’ Industry-Specific Experience and Firms’ Liability of Newness[J]., 2008,29(12):1345-1355.

[15] Wiersema M F, Bantel K A. Top Management Team Demography and Corporate Strategic Change[J]., 1992,35(1):91-121.

[16] 楊林，顧紅芳，李書(shū)亮．高管團(tuán)隊(duì)經(jīng)驗(yàn)與企業(yè)跨界成長(zhǎng)戰(zhàn)略：管理自主權(quán)的調(diào)節(jié)效應(yīng)[J]．科學(xué)學(xué)與科學(xué)技術(shù)管理，2018，39（9）：101-119．

[17] 張振剛，戶安濤，黃潔明．高管團(tuán)隊(duì)職能背景與企業(yè)創(chuàng)新績(jī)效——“精力”與“資源”的中介作用[J]．科技進(jìn)步與對(duì)策，2019，36（24）：143-152．

[18] 孫玥璠，陳爽，張永冀．高管團(tuán)隊(duì)異質(zhì)性、群體斷裂帶與企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)[J]．管理評(píng)論，2019，31（8），157-168．

[19] Cláudia C, Ferreira M A, Matos P. Do General Managerial Skills Spur Innovation?[J]., 2019,65(2):459-476.

[20] Wright P, Ferris S P, Sarin A, et al. Impact of Corporate Insider, Blockholder and Institutional Equity Ownership on Firm Risk Taking[J]., 1996,39(2):441-458.

[21] 宋建波，文雯，王德宏，等．管理層權(quán)力、內(nèi)外部監(jiān)督與企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)[J]．經(jīng)濟(jì)理論與經(jīng)濟(jì)管理，2018（6）：96-112．

[22] 李海霞，王振山．CEO權(quán)力與公司風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)——基于投資者保護(hù)的調(diào)節(jié)效應(yīng)研究[J]．經(jīng)濟(jì)管理，2015，37（8）：76-87．

[23] 權(quán)小鋒，吳世農(nóng)．CEO權(quán)力強(qiáng)度、信息披露質(zhì)量與公司業(yè)績(jī)的波動(dòng)性——基于深交所上市公司的實(shí)證研究[J]．南開(kāi)管理評(píng)論，2010，13（4）：142-153．

[24] 何瑛，于文蕾，楊棉之．CEO復(fù)合型職業(yè)經(jīng)歷、企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)與企業(yè)價(jià)值[J]．中國(guó)工業(yè)經(jīng)濟(jì)，2019（9）：155-173．

[25] Nadolska A, Barkema H G. Good learners: How Top Management Teams Affect the Success and Frequency of Acquisitions[J]., 2015,35(10):1483-1507.

[26] Hambrick D C, Cho T S, Chen M J. The Influence of Top Management Team Heterogeneity on Firms’ Competitive Move[J]., 1996,41(4):659-684.

[27] Finkelstein S. Power in Top Management Teams: Dimensions, Measurement and Validation[J]., 1992,35(3):505-538.

[28] 白俊，連立帥．國(guó)企過(guò)度投資溯因：政府干預(yù)抑或管理層自利？[J]．會(huì)計(jì)研究，2014（2）：41-48，95．

[29] 蘇坤．管理層權(quán)力、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)與公司風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)[J]．當(dāng)代經(jīng)濟(jì)管理，2017，39（4）：15-20．

[30] Keltner D, Gruenfeld D H, Anderson C. Power, Approach and Inhibition[J]., 2003,110(2):265-284.

[31] Jeffrey L C, Naveen D, Lalitha N. Managerial Incentives and Risk-Taking[J]., 2006,79(2):431-468.

[32] Faccio M, Marchica M, Mura R. Large Shareholder Diversification and Corporate Risk-Taking[J]., 2011,24(11):3601-3641.

[33] Murray A I. Top Management Group Heterogeneity and Firm Performance[J]., 1989,10(S1):125-141.

[34] 王性玉，姚海霞，王開(kāi)陽(yáng)．基于投資者情緒調(diào)節(jié)效應(yīng)的企業(yè)生命周期與風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)關(guān)系研究[J]．管理評(píng)論，2016，28（12）：166-175．

TMT’s Heterogeneity on Functional Background, Management Power and Corporate Risk-Taking

TIAN Yuji

( School of Business, Anhui University, Hefei 230601, Anhui, China )

As an important part of corporate governance, what impact will the functional experience characteristics of top management team have on the level of corporate risk-taking？Based on the theory of higher echelon, this paper aims to explore the relationship between them. Empirical studies have found that TMT’s heterogeneity on functional background suppresses the level of risk taking, and management power plays a negative adjustment effect in the relationship. Then heterogeneity test was conducted, which confirmed that the impact of TMT’s functional background heterogeneity on risk-taking was only exist on non-state-owned enterprises and non-high-tech enterprises．This paper makes useful and important suggestions on top management team's governance and corporate risk control.

TMT’s heterogeneity on functional background, corporate risk-taking, management power

F272/F425

A

1673-9639 (2023) 06-0109-11

2022-08-04

國(guó)家社會(huì)科學(xué)基金項(xiàng)目“利率市場(chǎng)化背景下商業(yè)銀行系統(tǒng)性風(fēng)險(xiǎn)誘發(fā)及傳染機(jī)制研究”（16BGL051）；安徽省社會(huì)科學(xué)創(chuàng)新發(fā)展研究項(xiàng)目“長(zhǎng)三角一體化戰(zhàn)略下安徽民營(yíng)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展思路與對(duì)策研究”（2020CX197）。

田雨霽（1997-），女，回族，安徽合肥人，碩士研究生，研究方向：公司治理與風(fēng)險(xiǎn)管理。

（責(zé)任編輯 陳書(shū)慧）（責(zé)任校對(duì) 陳 儉）（英文編輯 田興斌）