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国企混改、高管职业背景与企业创新

2022-11-17杨张萌王鑫斌副教授博士天津师范大学管理学院会计学系天津300387

商业会计 2022年20期
关键词:高管背景变量

杨张萌 王鑫斌 (副教授/博士) (天津师范大学管理学院会计学系 天津 300387)

一、引言

我国国有企业的经营范围涵盖了关系国计民生的多个领域,如何使其建立健全市场化管理经营机制、激发创新活力、实现高质量发展,一直以来都是国企改革的重中之重。党的十八届三中全会指出,积极发展混合所有制经济是今后深化国有企业改革、完善基本经济制度的重要实现形式;党的十九大报告指出,为了实现从“做强做优做大国有企业”到“做强做优做大国有资本”,从“培育具有国际竞争力的国有骨干企业”到“培育具有全球竞争力的世界一流企业”的转变,要深化国有企业改革,发展混合所有制经济。可以看出,混合所有制改革是当下及未来一段时间我国国有企业谋求长效发展的基本改革路径。由于国有企业所有者缺位以及由此产生的内部人控制问题严重,相比于市场经济中自负盈亏、以市场化为导向且具有有效激励约束机制的非国有企业来说,国有企业的创新活力有待提升,尤其是在国家实施创新驱动战略、加快建设创新型国家的时代背景下。随着混合所有制改革的不断深化,研究国企混改与企业创新之间的内在联系,对于促进国有企业充分发挥创新排头兵作用、提升核心竞争力具有十分重要的理论价值和现实意义。

本文以2007—2020年我国沪深A 股国有上市企业的数据为样本,尝试对以下问题进行探究:国企混改是否从创新投入和创新产出的角度促进了企业创新?基于高阶梯队理论,高管创新职业背景是否能影响国企混改与企业创新之间的关系?

本文的研究贡献在于:(1)丰富了关于国企混改经济后果和企业创新影响因素领域的研究;(2)在国企混改背景下,基于高阶梯队理论,从董事的决策职能、高管的执行职能、监事的监督职能三方面考察其职业背景对企业创新的具体影响,扩展了基于国企混改框架下高管特质作用领域的研究;(3)为进一步深化国企改革、提高国有企业自主创新能力提供了一定的实践启示。

二、理论分析与研究假说

从政企关系角度出发,有学者认为地方政府为了实现自身的社会目标和政治目标,会将一些政策性负担转移给国有企业(Lin et al.,1998),很可能使国有企业在承担较多政策性负担的情况下,不得不放弃风险较高的创新投资项目(许为宾等,2019),即使这些创新项目有助于增进公司竞争力和长期价值最大化(陈林等,2019)。同时,国企所承受的政策性负担也导致了预算软约束的产生,而严重的预算软约束又使得国企的资金浪费较为严重(林毅夫等,2004),可能难以长期持续为创新活动注入资金。因此,国企开展创新活动的能力不强。

从管理者角度出发,有学者认为国有企业所有权虚置,且缺乏对经理人的有效监督和激励机制(Laffont et al.,1993),所有者缺位问题使经理人原本清晰的诚信责任变得模糊,导致国有企业代理问题更加严重(李寿喜,2007)。国企主要采用行政化的管理手段和由政府直接或间接任免高管的方式,使得被委任的高管同时具有“经济人”和“政治人”的双重身份(杨瑞龙等,2013),而创新活动具有不确定性,整体投入金额大、回报周期长、风险高,需要对创新活动带来的前期研发投入高昂、后期研发产出失败具有较高的容忍度(Manso,2011),但拥有“政治人”身份的高管为了追求短期内的快速政治晋升,更愿意选择投入少、回报快的投资项目,导致过度规避风险的代理问题的产生。因此,国企开展创新活动的意愿不高。

随着国企混改的进行,一方面,非国有股东天然的“逐利动机”带有显著的“经济人”特征,更加注重企业资金使用效率的提升,开始聚焦于有助于实现企业长期价值最大化的创新项目。同时,有些非国有股东具有长远的投资视野和优秀的价值发现能力,不仅能识别出具有发展前景的创新项目,避免过度投资,还能提高投资回报率,促进企业可持续发展。因此,国企的价值创造力(王艳华等,2022)和开展创新活动的能力被提升。另一方面,国企混改引入了非国有股权,国有股“一股独大”的局面被改变,在非国有股东话语权的提升和国家积极倡导国企混改的外部环境的双重影响下,原有的行政化管理模式逐渐淡化,选聘方式也由原来“自上而下的政府官员式”过渡为市场化选聘(郑志刚,2020),高管的“经济人”身份开始凸显,市场化薪酬激励他们以企业长远利益为导向来开展创新活动。因此,国企开展创新活动的意愿被提升。

综上分析,本文提出以下假设:

H1:国企混改能促进企业创新。

由于国企自上而下的行政化任命机制,被任命者可能缺乏开展创新活动所需的专业性。基于高阶梯队理论,高管的背景会影响其认知能力和感知能力,使得他们的行为方式存在差异,进而影响企业的生产经营(Hambrick 和Mason,1984)。在国企混改的背景下,具有创新职业背景的高管能有效发挥自己的职能。首先,多年的创新执业经验使高管深刻认识到创新是企业培养核心竞争力的关键,对创新益处的认知能力使其开展创新活动的意愿得到提升;其次,执业过程中磨练的卓越洞察力使高管具有创新感知能力,有利于帮助企业及时抓住具有长远发展前景的创新机会,他们所累积的专业知识也能对创新活动开展过程中遇到的问题进行解答,成为企业顺利开展创新活动的主力军。同时,为了更好地满足企业发展的需要,通过市场化的选聘方式会吸纳很多具有创新视野和创新专业知识的人才,满足开展创新活动所需的专业性。在我国上市公司治理结构中,进行经营投资决策是董事会的基本功能(谢志华等,2011),创新活动开展与否、投入金额多少、是否中止创新活动也主要受到董事会的影响,国企混改使得董事敢创新、能创新,促进了企业创新;而高层管理者主要是向董事会递交开展创新活动的议案、执行董事会的决议,并对公司和全体股东的利益负责,但其也可能出于自利动机,在执行业务过程中“不作为”或“乱作为”,从而损害创新效益,随着国企混改的开展,所有者缺位及由此产生的内部人控制问题得到缓解,高层管理者“经济人”的身份驱使其为获得高额报酬而积极促进企业创新;监事的主要职能是对董事和高级管理人员的行为进行监督,但国有企业监事的监督能力常常因所有者缺位而受到董事和高级管理人员“内部人控制”行为的制约,国企混改使得混合所有制企业的监事会治理能力更强(杨锴和赵希男,2018),在企业积极进行创新研究的整个过程中,对董事和高级管理人员的行为进行监督,从而促进企业创新。

综上分析,本文提出以下假设:

H2:在国企混改的背景下,有创新职业背景的董事能促进企业创新。

H3:在国企混改的背景下,有创新职业背景的高层管理者能促进企业创新。

H4:在国企混改的背景下,有创新职业背景的监事能促进企业创新。

三、研究设计

(一)样本选择与数据来源

本文从CSMAR数据库中选取了2007—2020年沪深A股上市企业为初始研究样本。本文选择2007年作为研究起点,主要考虑到:2007年股权分置改革完成后,非国有资本进入国有上市公司的情况才逐渐普遍。同时,对初始数据进行了如下筛选:(1)因为本文的研究视角是“国企混改”的经济后果,故只保留产权性质为“国有”的样本公司;(2)剔除ST、*ST等类型的样本公司;(3)剔除金融行业的样本公司;(4)剔除关键数据缺失的样本;(5)剔除数据异常的样本,如:资产负债率大于1。最终得到11 065个观测值,为了消除异常值的影响,本文对所有相关连续变量都进行了上下1%的Winsorize 处理。

(二)变量定义

1.企业创新:参考李莉等(2018)的研究,以企业研发支出占营业收入的比重来衡量创新投入(R&D)。参考张蕊等(2020)的研究,以滞后一期的公司发明专利、实用新型、外观设计的申请总数加1 后的自然对数来衡量企业创新产出(Patent)。

2.国企混改:参考曹越等(2020)的研究,以国企前十大股东中非国有股东持股比例之和是否超过10%来衡量国企混改(Mixstructure),当非国有股东持股比例之和大于10%时,Mixstructure取值为1,否则取值为0。

3.高管职业背景:参考刘中燕(2021)的研究,以具有创新职业背景的董事、高层管理者、监事的人数分别加1后的自然对数来衡量具有创新职业背景的董事(Innovdir)、高层管理者(Innovexe)、监事(Innovsup)。

4.控制变量:参考刘运国等(2016)、马新啸等(2021)、汤泰劫等(2020)的研究,本文选取亏损、资产负债率、权益净利率、成长性、审计意见、市净率、公司规模、上市年限、现金流量作为回归分析的控制变量。除此之外,还控制了行业固定效应和年度固定效应。变量符号和定义见下页表1。

表1 控制变量定义

(三)模型设计

为了检验国企混改与企业创新之间的关系,本文构建了如下回归模型:

为了检验国企混改背景下,高管职业背景与企业创新之间的关系,本文构建了如下回归模型:

其中,Innov表示具有创新职业背景的董事(Innovdir)、高层管理者(Innovexe)和监事(Innovsup)。

四、实证检验与分析

(一)描述性统计分析

由表2变量的描述性统计结果可知,R&D的最大值为0.131,最小值为0,均值为0.017,Patent的最大值为9.325,最小值为0,均值为2.233,表明样本公司的创新投入和产出程度存在较大差异,研究其影响因素具有重要现实意义;Mixstructure的均值为0.322,表明样本中有32. 2%的国企具有混合股权结构。其余变量的描述性统计结果不再赘述,详见表2。

表2 变量的描述性统计

(二)相关性分析

由表3变量Spearman和Pearson的相关系数分析结果可知,Mixstructure与R&D、Patent的相关系数均在1%的水平上显著为正,初步验证了假设1。除此之外,各个变量的VIF 值都小于3,远小于10,控制变量之间的相关系数的绝对值均未超过0.7,表明它们之间不存在严重的多重共线性问题。

表3 Spearman(Pearson) 相关系数

(三)单变量检验

表4列示了国企混改对创新投入以及创新产出影响的单变量检验结果,从均值和中位数的对比可以看出, T检验和Wilcoxon Z 检验结果均在1%的水平上显著,初步验证了假设1。

表4 单变量检验

(四)实证结果分析

下页表5列示了国企混改与企业创新关系的检验结果。表5第(1)列和第(3)列是未考虑公司特征、行业效应、年度效应的情况,回归结果显示,Mixstructure的回归系数分别为0.004和0.432且均在1%的水平上显著;第(2)列和第(4)列是加入相关控制变量之后的情况,回归结果显示,Mixstructure的回归系数分别为0.002和0.080且均在1%的水平上显著,表明国企混改提升了企业积极开展创新活动的能力和意愿,从而显著促进了企业的创新投入和创新产出,证实了假设1。此外,在控制变量方面,与现有文献基本一致,其中,Liability与R&D、Patent均在1%的水平上负相关,说明企业的长期偿债能力会限制企业创新活动的开展;Pb与R&D 、Patent均在1%的水平上正相关,说明股东财富的增加会促使企业积极开展创新活动。

表5 国企混改与企业创新

表6列示了在国企混改背景下,高管职业背景与企业创新关系的检验结果。回归结果显示,在第(1)、(4)列中,Mixstructure与Innovdir的交乘项系数在R&D组显著,而在Patent组不显著,表明董事创新职业背景对国企混改与企业创新投入之间的关系具有正向调节作用,可能原因是其主要职能是决策公司的各项事宜,创新投入金额的多少也恰恰需要董事进行决议,而创新产出主要涉及决议之后的落实层面。在第(2)、(5)列中,Mixstructure 与 Innovexe的交乘项系数分别为0.003、0.106,且分别在1%、5%的水平上显著,表明高级管理人员创新职业背景对国企混改与企业创新投入及产出之间的关系具有正向调节作用,可能原因是高级管理人员作为企业发展的中坚力量,不但要为企业创新活动的开展献计献策,还要统筹安排创新活动的落实情况,验证了假设 3。在第(3)、(6)列中,Mixstructure与Innovsup的交乘项系数在R&D组显著,而在Patent组不显著,表明监事创新职业背景对国企混改与企业创新投入之间的关系具有正向调节作用,可能原因是相对于创新投入来说,创新产出是一个漫长且复杂的过程,即使监事具有与创新相关的专业知识,其监督职能也难以覆盖到创新活动的方方面面。

表6 国企混改、高管职业背景与企业创新

(五)稳健性检验

1.工具变量法。为了控制国企混改和企业创新之间可能存在的反向因果问题,本文参考祁怀锦等(2021)的研究,采用前十大股东中非国有股东持股比例之和的行业年度中位数(剔除自身)作为国企混改的工具变量(Mixstructure_IV),原因在于:一方面,同一行业的企业所具有的特征和所需资源比较类似,满足相关性要求;另一方面,同行业其他企业的非国有股东持股比例不会对企业自身创新水平产生直接的影响,满足外生性要求。同时,该工具变量也通过了不可识别检验(Kleibergen-Paap rk LM统计量)和弱工具变量检验(Cragg-Donald Wald F 统计量)。运用两阶段最小二乘法(2SLS)进行回归的结果如表7所示,第(1)列中,Mixstructure_IV 的回归系数在1%的水平上显著,说明工具变量选取有效,在第(2)列和第(3)列中,Mixstructure的回归系数分别为0.131和7.025且均在1%的水平上显著,说明在控制可能存在的互为因果问题之后,假设1仍得到证实。

表7 工具变量法和Heckman两阶段模型

2.Heckman两阶段模型。考虑到可能存在某些因素使得一些国企更愿意参与混改,而另一些则不愿意参与,使得样本可能存在自选择偏差问题,本文参考汤泰劫等(2020)、冯慧群和郭娜(2021)的研究,运用Heckman两阶段模型进行回归,在第一阶段回归中,除模型1的所有控制变量外,还增加了第一大国有股东的持股比例(Top_S)和董事长与总经理是否两职合一(Dual)这两个控制变量进行国企是否愿意参与混改的Probit 回归,并计算出逆米尔斯比率(Imr);在第二阶段中,将第一阶段估计得出的逆米尔斯比率(Imr)作为控制变量代入模型1中进行回归,结果如表7所示。表7第(4)列中,Top_S 和Dual的回归系数均在1%的水平上显著,说明控制变量选取有效;在第(5)列和第(6)列中,Imr的回归系数分别为-0.002、-0.328,Mixstructure的回归系数分别为0.001和0.074且均在1%的水平上显著,说明在控制样本自选择偏差之后,假设1仍得到证实。

3.倾向得分匹配法(PSM)。由于企业创新受到众多因素的影响,且单变量检验表明Mixstructure=0和Mixstructure=1两组样本之间的创新水平确实存在较大的差异,因此可能存在某些公司特征方面的因素既影响国企混改又影响企业创新,造成内生性问题。参考耿云江和马影(2020)的研究,本文采取倾向得分匹配法(PSM)以缓解公司特征方面的变量对国企混改和企业创新之间关系的影响。具体地,本文根据控制变量进行最邻近且无放回的1∶1匹配,从而得到配对样本。同时,对配对样本进行平衡性检验,结果如表8所示,平衡后的均值偏差(%bias)均小于10%,说明处理组和控制组在公司特征方面不存在显著差异,满足平衡性假设;通过下页图1比较匹配前后的核密度图可以看出,匹配后两组样本的核密度曲线非常相近,说明“共同支撑集”范围比较大,满足共同支撑假设。最后,对两组样本按模型1进行回归,结果如下页表9所示,Mixstructure的回归系数分别为0.002、0.072,且分别在1%、5%水平上显著,表明在控制内生性问题之后,假设1仍得到证实。

表8 平衡性检验

图1 匹配前后核密度图

表9 倾向得分匹配法

4.改变样本区间。考虑到2008年全球金融危机对企业的生产经营活动可能产生重大影响,为了保证样本公司处于一个相对稳定的外部环境之下,参考曹越等(2020)的研究,本文删除2007年、2008年的样本数据,重新进行回归。结果如表10的(1)部分所示,在改变样本区间之后,回归结果仍与前文一致。

表10 国企混改与高管创新:改变样本区间、变量衡量方式、回归模型

5.改变变量衡量方式。参考王美英等(2020)的研究,本文采用前十大股东中非国有股东持股比例之和超过5%时取1,否则取0的虚拟变量来衡量国企混改,记为Mixstructure1,重新进行回归。结果如表10的(2)部分所示,改变变量衡量方式之后,回归结果仍与前文一致。

6.改变回归模型。考虑到创新投入变量和创新产出变量均具有离散性和非负整数的性质,且大量取值为零,所以采用Tobit回归模型。结果如表10的(3)部分所示,在改变回归模型之后,回归结果仍与前文一致。

五、研究结论和实践启示

创新不仅是引领发展的第一动力,也是企业培养核心竞争力的基础。国有企业是我国国民经济的主导力量,也是社会主义经济的重要支柱和我国现代化经济体系建设中的深厚力量,因此,在深化国有企业改革时,必须提高其创新能力,以此实现高质量发展。本文以2007—2020年我国沪深A 股国有上市企业的数据为样本,检验了国企混改与企业创新之间的关系以及高管职业背景对二者关系的影响。研究发现,国企混改能显著提升企业创新投入和创新产出。同时,进一步研究发现,在国企混改的背景下,高管能积极利用自身职业背景所积累的与创新有关的专业知识,有效发挥其职能,董事积极做出创新决策,高层管理者认真开展创新业务,监事敢于行使监督职能,实现了从决策、执行、监督环节对企业创新的促进作用。

在国企改革以提高自主创新能力为重要目标的时代背景下,本文拓宽了国企混改与企业创新领域理论研究的维度,为国有企业积极进行混改来促进创新活动开展提供了一定的理论支持,同时得出如下实践启示:(1)从董事、监事、高级管理人员的维度来说,为了使其职能得到有效发挥,企业要积极鼓励具有创新专业知识的人才充分发挥才干,从决策、执行、监督各个环节为企业创新活动的开展保驾护航。(2)从国企混改维度来说,要切实提高非国有股东在国有企业所享有的话语权,弥补所有者缺位,与国有股东形成风险共担的整体。同时,引导国有企业建立以创新为导向的经营管理机制,健全提升企业核心竞争力的长效体制。

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