董事長—總經理校友關系對公司創新投入的影響
——公司內部控制與機構投資者持股的調節作用

嚴若森，郭鈞益

(武漢大學 經濟與管理學院，湖北 武漢 430072)

0 引言

在知識經濟時代，由傳統生產要素支撐的經濟發展模式逐漸陷入發展瓶頸，新知識和技術開發在公司生存發展過程中扮演越來越重要的角色。公司通過創新活動獲取新知識和技術，開發獨特的產品和服務，進而取得競爭優勢，提高市場份額，從而促進經營績效提升。有關創新激勵的研究大多從客觀因素展開，例如，李峰和王亞星[1]指出，政府補貼能夠刺激既有生產率高于創新門檻生產率的企業進一步研發創新；陳闖和劉天宇[2]發現，創始人擔任CEO會抑制公司創新投入，但管理層持股均勻程度會抑制上述負向影響；李文貴和余明桂[3]、鐘熙等[4]發現，股權結構會顯著影響公司創新，其中，民營企業較國有企業更具創新性，且外資持股有助于提高公司創新水平；鞠曉生等[5]指出，營運資本及融資約束能顯著提高公司創新可持續性；Barker & Mueller[6]指出，管理者教育背景、年齡等個人特質對公司創新水平具有顯著影響。

盡管多數文獻對公司創新水平進行深入分析，但均基于經濟人假設展開，忽略了個體主觀因素。管理者作為有情感、有理智、有社交需要的社會人，會被各種心理因素影響[7-8]。從社會人視角出發，個體社會關系成為決策進程的重要影響因素。從已有文獻看，管理者社會關系對公司資源獲取、投資效率[9-10]、違規行為[11-12]等具有重要影響，進一步證實，管理者在制定生產經營決策時會受社會關系因素影響。數千年的文化傳承讓國人非常看重各種關系，受圈子文化影響，管理者更可能作出各種非理性創新投入決策。

一方面，校友關系是以學緣為基礎的社會關系，具有一定文化特殊性，因為每所大學都具有自身獨特的文化和歷史沉淀；另一方面，擇校作為主觀意愿選擇，擁有相同教育背景的校友具備相似的文化素養和價值觀，以及豐富的專業知識。校友關系特點能夠更好地契合創新活動要求，這是區別于老鄉關系、同事關系的特征。在資本市場上，校友關系逐漸凝結成各種校友圈子，在資本運作中產生巨大影響。同時，董事長和總經理均是公司治理主體，二者社會關系可能會影響公司創新投入。鑒于此，本文就董事長—總經理校友關系對公司創新投入的影響進行研究，以期提出有價值的建議。

本文可能的邊際貢獻如下：證實董事長—總經理校友關系能夠促進公司創新投入，以此證明非正式關系、社會資本對個體決策具有重要影響，豐富相關研究；通過引入公司內部控制和機構投資者持股兩個調節變量，證實公司內外部治理水平能夠正向調節董事長—總經理校友關系對公司創新投入的促進作用，揭示其中相關作用機制；對產權性質、行業性質、地區市場化程度等維度進行異質性檢驗，實證結果發現，董事長—總經理校友關系對公司創新投入的促進作用在非國有企業、高科技公司中更顯著，而地區市場化程度差異對上述作用的影響并未表現出顯著不同，拓寬了研究結論適用范圍。

1 理論分析與研究假設

1.1 董事長—總經理校友關系對公司創新投入的影響

在公司治理過程中，由于委托人與代理人間存在信息不對稱性，公司經理人擁有較大的決策自主權，公司股東難以監控經理人行為。因此，監管缺位為公司經理人利己行為提供了土壤。創新是一項高風險且投資周期長的活動，會對公司短期財務狀況產生一定負面影響。經理人因任期限制可能無法享受創新帶來的紅利，“前人栽樹，后人乘涼”導致公司創新投入容易受委托代理問題的負向影響。

社會資本理論認為，具有社會關系的個體兼具利己和利他雙重動機。一方面，個體能夠從社會關系中獲取經濟回報、政治回報和社會回報[13]；另一方面，維持群體內部關系和諧、滿足群體期望并贏得群體信任成為個體追求目標，這種屬性決定了個體利他主義傾向。因此，個體在決策時往往需要考慮社會關系的影響。這種心理效用可以促使社會關系網絡中的個體建立認同和信任關系，遵循群體共同認可的價值觀和行為準則。因此，董事長—總經理校友關系能夠通過以下方式增加公司創新投入：第一，校友能夠約束總經理行為，因為如果總經理未能遵循群體認同的準則和規范，破壞群體內部和諧，則可能面臨其他成員的指責，損失相應的社會資源甚至被逐出群體，導致總經理機會主義成本提高；第二，出于維護自身聲譽及群體關系和諧的考慮，總經理需要通過自身行為在校友內部塑造良好形象，即使處在集體利益與個人利益有沖突的情境下，總經理也有出讓部分自身利益的動機；第三，董事長和總經理共同求學的經歷塑造了雙方相似的價值觀，對校友的肯定和認同代表對自身的肯定和認同，雙方信任加深，從而產生互利互惠效應。一方面，總經理不必拘泥于財務報表數據而在決策中畏首畏尾，能夠更好地為公司服務；另一方面，董事長會更信任總經理的創新投入決策，大力促進決策落實，從而營造良好的公司氛圍[14-16]。綜上所述，董事長—總經理校友關系能夠通過聲譽約束和加深互信緩解代理問題，提高公司創新投入。此外，校友關系意味著雙方具有良好的教育背景，能夠深刻意識到創新對公司價值提升的重要性，更有可能在增加公司創新投入上達成共識。

不可否認的是，群體內成員可能存在互相包庇的現象，進而損害公司價值。董事長、總經理雙方的人情和面子在決策中成為不可忽視的因素。一方面，董事長在履行監督職責時可能給予關系好的總經理更多便利，更加容忍總經理的偏誤，甚至與其一同損害公司利益，因而對總經理實際能力評價會有失客觀和公正；另一方面，即使總經理實際表現低于預期，董事長也可能礙于面子給予其更高的薪酬和更長的任期，而后者會導致總經理沒有動力改善自身行為，形成惡性循環，最終導致公司內部治理效率降低。公司內部治理效率下降會加重代理問題，使總經理沒有動力提高創新投入。此外，從總經理角度看，公司創新投入決策失敗勢必會影響其與董事長的關系，為避免這種結果，總經理往往傾向于選擇保守的公司創新投入決策。

在上述兩種不同機制的影響下，董事長—總經理校友關系對公司創新投入的最終影響并不明確。因此，本文提出如假設：

H1a：董事長—總經理校友關系會促進公司創新投入；

H1b：董事長—總經理校友關系會抑制公司創新投入。

1.2 公司內外部控制水平的調節效應

如上文所述，董事長—總經理校友關系可能存在兩種對立的影響，但其負向影響主要是由公司治理水平較低及信息不透明所致，缺乏有效監管體系，為董事長和總經理之間可能的腐敗行為提供了土壤。公司治理理論認為，公司治理通常沿著內部和外部兩條路徑展開：一是依據內部治理結構設計一套相互制衡機制并以此找到最優內部治理結構；二是通過外部治理引入來自資本市場、政府等方面的監督，從而約束公司經理人行為[17-18]。因此，本文嘗試驗證提高公司內外部控制水平能否強化董事長—總經理校友關系對公司創新投入的正向影響。

(1)公司內部控制的調節效應。公司內部控制可以彌補契約的不完備性，降低信息不對稱水平，使其他利益相關者有效了解公司內部經營情況[19-20]，從而緩解代理問題[21]。

本文認為，公司內部控制水平能夠通過以下方面對董事長—總經理校友關系施加影響：第一，高質量內部控制意味著公司內部建立了一套權威、公正的規章制度，能夠促進內部信息共享、提升公司內部信息溝通的及時性和流暢性，讓部門間的相互制約取代個體間的默契，進而抑制董事長對總經理的包庇行為，可以有效防止總經理機會主義行為；第二，公司內部控制可以提高公司信息透明度，讓公司外部利益相關者能夠通過其它渠道了解公司內部經營情況，提高董事長和總經理包庇、隱瞞壞消息的難度；第三，高質量內部控制意味著更完善的內部治理體系，可以提升不當行為被揭發的概率，讓公司外部校友更容易知曉董事長和總經理的不當行為，進一步提高董事長和總經理采取不當行為的風險。

因此，本文認為，高質量內部控制能夠約束董事長和總經理的行為，強化內外部信息溝通，避免信息失真，讓董事長和總經理的不當行為承受更大的社會資源損失風險。就此而言，公司內部控制水平越高，董事長—總經理校友關系越能促進公司創新投入。基于上述分析，本文提出如下假設：

H2：公司內部控制水平越高，董事長—總經理校友關系越能促進公司創新投入。

(2)機構投資者持股的調節效應。隨著國內機構投資者規模不斷壯大，機構投資者占有公司的股權比例逐漸提高，機構投資者在公司治理中發揮的作用愈發重要。相較于個人投資者而言，機構投資者具有資金雄厚、信息搜集與分析能力強[22]等特點。資金雄厚意味著機構投資者持股比例較高，很難在不引起股價大跌的情況下快速拋售股票，從保障收益角度而言，機構投資者更有動力發揮監督作用[23]。信息搜集與分析能力強意味著機構投資者能夠對公司相關信息進行全面搜集、鑒別和分析，并通過調研報告等形式將信息傳遞到資本市場，讓機構投資者有效發揮監督作用。

本文認為，機構投資者持股能夠通過以下方面對董事長—總經理校友關系施加影響：第一，機構投資者從保障收益角度出發，會更詳細、更頻繁地對公司進行調研，憑借自身專業信息搜集和分析能力，挖掘和解讀公司運營信息。公司管理層需要在面對眾多專業投資者質詢時提供相關內部信息，加大管理層隱瞞負面消息的難度，從而提升董事長和總經理機會主義成本；第二，機構投資者能夠利用所有權優勢向公司管理層施加壓力[24]，以此抑制董事長和總經理的不當行為；第三，機構投資者通過調研報告將信息傳遞給外界并將上述信息反映在股價上，提高股價信息含量，讓董事長和總經理贏得社會聲譽，進一步刺激該公司加大創新投入。上述信息傳遞機制能夠讓公司外部校友更容易知曉董事長和總經理的不當行為。

因此，機構投資者持股既能夠提高市場對公司的關注度，以發布調研報告的形式提升公司信息透明度，又能夠利用手中的所有權優勢向管理層施壓，讓董事長和總經理的不當行為承受更大的社會資源損失風險，通過股價形成正反饋機制促進公司創新投入。就此而言，機構投資者持股比例越高，董事長—總經理校友關系越能促進公司創新投入。基于上述分析，本文提出如下假設：

H3：機構投資者持股比例越高，董事長—總經理校友關系越能促進公司創新投入。

2 研究設計

2.1 樣本選取與數據來源

本文選取2012-2017年中國滬深兩市A股上市公司作為研究樣本，按照以下步驟對樣本進行篩選：①剔除樣本區間內終止上市的公司；②剔除金融和保險業公司；③剔除觀測區間內被ST或*ST處理的公司；④剔除董事長與總經理兩職合一的公司；⑤出于對董事會換屆時長和次數的考慮，同時考慮到較短的上市時間可能會影響研究結論的嚴謹性，剔除2012年后上市公司；⑥剔除相關變量存在缺失值公司。經過上述篩選處理，本文最終獲得831家公司，共3 692個公司年度觀測值。

本文中公司財務、董事會人數、高管團隊持股、機構投資者持股、總經理年齡和薪酬等數據均來源于國泰安數據庫(CSMAR)，公司內部控制數據來源于迪博數據庫(DIB)。由于董事長與總經理畢業院校信息并非年報必須披露項，因而該數據在數據庫中存在大量缺漏值。為此，本文直接從國泰安數據庫(CSMAR)中獲取已收錄在庫的董事長與總經理畢業院校數據，通過手動收集方式補齊缺漏值，具體方法如下：①使用Python軟件爬取新浪財經上董事長及總經理個人簡歷并進行關鍵字匹配；②對于缺漏值，在天眼查及公司年報中查詢；③以“公司名稱+董事長/總經理名稱+‘校友/大學/學院’字段”在搜索引擎中查詢校友新聞。

2.2 變量定義及測量

(1)被解釋變量：公司創新投入(RDInput)。公司創新投入取自上市公司報表中的企業研發支出數據，為避免企業間規模差異的影響，對該變量取企業研發支出與總資產的比值進行衡量。

(2)解釋變量：董事長—總經理校友關系(Relations)。董事長—總經理校友關系為虛擬變量，若董事長和總經理之間存在校友關系，則取值為1，否則為0。若滿足以下任意一條標準，則認為董事長和總經理之間具有校友關系：①雙方在同一時期或不同時期就讀過同一所高校；②一方曾經在某高校就讀，而另一方曾經在此高校任職而未在此高校就讀；③雙方都曾經在一所高校就讀，但最終所獲學位不同。

(3)調節變量。公司內部控制(IC)：采用迪博數據庫(DIB)發布的內部控制指數衡量。為避免極端值的影響，本文對內部控制指數取自然對數進行處理。

機構投資者持股(IO)：包括基金(含社保基金)管理公司、合格境外投資者、證券公司、保險公司、信托公司、財務公司、銀行及非金融類上市公司。本文以上述機構投資者的持股比例之和作為機構投資者持股變量測度指標。

(4)控制變量。參考申宇等[14]、趙文慶等[16]的研究成果，控制如下潛在影響因素：①公司財務層面：固定資產占比(FixAssets)、留存現金(Cash)、資產負債比(Lev)、資產收益率(ROA)；②公司治理層面：董事會人數(Board)、獨立董事比例(INDR)、高管持股數量(Stock)；③總經理個人特征層面：總經理年齡(Age)、總經理薪酬(Salary)。為避免極端值的影響，本文對留存現金(Cash)及總經理薪酬(Salary)取自然對數進行處理。另外，由于公司創新投入水平因時間不同而有所差異，本文在模型中加入年度虛擬變量(Year)。本文所涉及變量如表1所示。

表1 變量說明Tab.1 Definitions of the research variables

2.3 模型設定

為驗證董事長—總經理校友關系對公司創新投入的影響，構建模型(1)。

RDInputi,t=a0+a1Relationsi,t+a2Controlsi,t+a3Year+ei,t

(1)

為驗證公司內部控制的調節作用，構建模型(2)。

RDInputi,t=β0+β1Relationsi,t+β2ICi,t+β3ICi,tRelationsi,t+β4Controlsi,t+β5Year+φi,t

(2)

為驗證機構投資者持股的調節作用，構建模型(3)。

RDInputi,t=λ0+λ1Relationsi,t+λ2IOi,t+λ3IOi,tRelationsi,t+λ4Controlsi,t+λ5Year+σi,t

(3)

其中，RDInput表示公司創新投入，Relations表示董事長—總經理校友關系，IC表示公司內部控制，IO表示機構投資者持股，Controls代表模型的控制變量，Year代表年度固定效應，i代表公司，t代表年份，ɑ0、β0、λ0代表常數項，ɑ1～ɑ3、β1～β5、λ1～λ5代表相關系數，εi,t、φi,t、σi,t代表隨機擾動項。

3 實證結果與分析

3.1 描述性統計

表2為變量描述性統計結果，結果顯示：公司創新投入(RDInput)的均值為0.022 7，最小值為0，最大值為0.262 4，表明不同樣本公司創新投入存在差異；董事長—總經理校友關系(Relations)均值為0.138 4，表明樣本公司董事長和總經理具有校友關系的比例為13.84%；公司內部控制(IC)取自然對數后均值為6.499 0，最小值為4.205 9，最大值為6.880 7，表明不同樣本公司的內部控制水平存在差異；機構投資者持股(IO)的均值為7.646 4，最小值為0.000 4，最大值為49.775 9，表明不同樣本公司的機構投資者持股比例存在較大差異，即不同公司的市場關注度存在較大差異。

表2 變量描述性統計結果Tab.2 Descriptive statistics of the variables

3.2 相關性分析

表3為變量間相關性分析檢驗結果，結果顯示，董事長—總經理校友關系(Relations)與公司創新投入(RDInput)間的相關系數為0.070 9且在1%的顯著性水平上顯著，說明董事長—總經理校友關系可以促進公司創新投入，與H1a一致。在加入控制變量的基礎上進行檢驗發現，各控制變量間相關系數均未超過0.5，說明各控制變量間不存在嚴重多重共線性問題。

表3 相關系數分析結果Tab.3 Correlation coefficient analysis

此外，本文在進行VIF值檢驗后發現，各變量的VIF值及VIF均值(1.22)均未超過臨界值10，說明本文構建的模型不存在嚴重多重共線性問題。

3.3 回歸分析

表4為主效應及調節效應回歸結果。其中，模型(1)為各控制變量對公司創新投入(RDInput)的影響回歸結果，模型(2)為加入董事長—總經理校友關系(Relations)后的回歸結果。結果顯示，董事長—總經理校友關系(Relations)系數為0.002 4，對應t值為2.87，在1%的水平上顯著，說明董事長—總經理校友關系能夠促進公司創新投入，H1a得到驗證。

表4 變量回歸結果Tab.4 Multiple regression results of influencing factors

模型(3)和模型(4)為加入公司內部控制(IC)作為調節變量的回歸結果，結果顯示，公司內部控制(IC)與董事長—總經理校友關系(Relations)的交乘項(IC*Relations)系數為0.007 3，對應t值為2.02，且在5%的統計水平上顯著。結合模型(2)的回歸結果，說明公司內部控制正向調節董事長—總經理校友關系對公司創新投入的促進作用，即公司內部控制水平越高，董事長—總經理校友關系越能促進公司創新投入，H2得到驗證。

模型(5)和模型(6)為加入機構投資者持股(IO)作為調節變量的回歸結果，結果顯示，機構投資者持股(IO)與董事長—總經理校友關系(Relations)的交乘項(IO*Relations)系數為0.001，對應t值為1.98，在5%的統計水平上顯著。結合模型(2)的回歸結果，說明機構投資者持股正向調節董事長—總經理校友關系對公司創新投入的促進作用，即機構投資者持股比例越高，董事長—總經理校友關系越能促進公司創新投入，H3得到驗證。

3.4 穩健性檢驗

前述研究發現，董事長—總經理校友關系能夠促進公司創新投入，但研究結論可能存在內生性問題，而內生性問題主要來自以下方面：①創新投入較高公司的創新氛圍濃厚，對董事長和總經理的個人素質與專業素養要求較高，因而公司在招聘相關人員時可能選擇特定高校的人才；②有些無法觀察到的個人信息會干擾研究結論。例如，具有企業家精神的董事長或總經理會更加注重創新和公司長期利益，因可能會積極進入高校深造，因而同時影響公司創新投入和校友關系。

為了解決上述內生性問題，本文以樣本公司是否為高校概念成分公司(Sch_conception)及董事長年齡(ChairmanAge)作為工具變量進行兩階段最小二乘法檢驗，選擇理由如下：①高校概念公司與高校聯系更緊密，總經理和董事長為校友的概率更高，且公司間的實際表現具有較大差異，主營業務涉及各行各業，與公司創新投入沒有明顯關聯；②董事長年齡越大，說明董事長受過高等教育的可能性越小，與總經理為校友的概率越小，且董事長一般不參與公司經營決策，與公司創新投入沒有明顯關聯。本文將實際控制人為高校的公司定義為高校概念成分公司，若樣本公司為高校概念成分公司，則取值為1，否則為0。檢驗結果如表5模型(1)和模型(2)所示。

表5模型(1)結果顯示，是否為高校概念成分公司(Sch_conception)及董事長年齡(ChairmanAge)均與董事長—總經理校友關系(Relations)在1%的統計水平上顯著。進一步進行弱工具變量檢驗，結果顯示F統計值為45.690 4，大于11.59，拒絕弱工具變量假設。與此同時，對工具變量過度識別的檢驗結果顯示，p值為0.284 8，不存在過度識別問題。因此，采用2SLS方法的回歸結果是可信的，說明工具變量選取合理。表5模型(2)顯示，使用工具變量進行回歸，結果顯示，解釋變量董事長—總經理校友關系(Relations)的相關系數為0.018 6，對應t值為2.03，在5%的統計水平上顯著，說明董事長—總經理校友關系能夠顯著促進公司創新投入，與前文實證結果一致。

同時，考慮到樣本選取方式可能存在偏誤，本文采用隨機效應模型重新檢驗董事長—總經理校友關系對公司創新投入的影響，檢驗結果如表5模型(3) 所示。該結果顯示，在采用隨機效應模型重新回歸后，董事長—總經理校友關系(Relations)的系數為0.002 6，對應t值為3.35，在1%的統計水平上顯著，說明董事長—總經理校友關系能夠顯著促進公司創新投入，與前文實證結果一致。由于公司創新投入并非嚴格遵循正態分布，本文借鑒其他學者[25]的做法，采用Tobit模型再次回歸，結果如表5模型(4) 所示。結果顯示，采用Tobit模型回歸后，董事長—總經理校友關系(Relations)系數為0.002 6，對應t值為3.35，在1%的統計水平上顯著，說明董事長—總經理校友關系能夠顯著促進公司創新投入，與前文實證結果一致。

由于公司創新活動具有持久性，總經理在上任后可能不會立刻調整創新策略，本文對解釋變量作滯后一期回歸，檢驗結果如表5模型(5) 所示。結果顯示，將解釋變量董事長—總經理校友關系(Relations)滯后一期回歸后的系數為0.002 3，對應t值為2.44，在5%的統計水平上顯著，說明董事長—總經理校友關系能夠顯著促進公司創新投入，與前文實證結果一致。

最后，由于董事長和總經理可能同時存在校友關系、老鄉關系等多種社會關系，因而會影響結論的準確性。同時，從社會情感財富理論視角看，家族企業戰略決策過程與普通企業存在差異，家族企業更追求決策的非經濟效用，進而影響董事長—總經理校友關系作用的發揮。為此，本文將董事長—總經理是否為老鄉(Countryman)、公司是否為家族企業 (Family_firm) 納入模型以控制二者的潛在影響，檢驗結果如表5模型(6)所示。結果顯示，將解釋變量董事長—總經理是否為老鄉(Countryman)、公司是否為家族企業(Family_firm)納入模型中回歸后，自變量系數為0.002 4，對應t值為2.87，在1%的統計水平上顯著，說明董事長—總經理校友關系能夠顯著促進公司創新投入，與前文實證結果一致，且董事長—總經理老鄉關系與公司是否為家族企業對公司創新投入的影響并無顯著關系。上述穩健性檢驗結果表明，本文研究結果穩健可靠。

表5 穩健性檢驗結果Tab.5 Robustness test results

4 進一步研究

4.1 產權性質分組檢驗

在不同所有權性質或產權性質的公司間，決策機制與治理制度存在較大差異，上述差異可能會導致董事長—總經理校友關系對公司創新投入的影響差異。

本文按照公司最終控制人的產權性質差異將樣本劃分為國有企業組和非國有企業組，分組回歸探究董事長—總經理校友關系對公司創新投入的影響。產權性質分組檢驗結果如表6模型(1)和模型(2)所示。結果顯示，在非國有企業組中，董事長—總經理校友關系(Relations)的影響系數為0.005 1，對應t值為3.65，在1%的統計水平上顯著；在國有企業組中，董事長—總經理校友關系(Relations)的影響系數為0.001 2，對應t值為1.44，但上述影響關系并不顯著。進一步檢驗組間差異后發現，組間存在顯著差異(p=0.0123**)，表明就董事長—總經理校友關系對公司創新投入的促進作用而言，非國有企業較國有企業顯著。

4.2 行業性質分組檢驗

相較于其它行業內公司，處于高科技行業或競爭激烈行業的公司更具創新意愿，更需要通過創新投入取得競爭優勢。公司獲得創新資源的難度較低，公司高管團隊更加注重創新活動，這些差異可能會使不同行業企業的董事長—總經理校友關系對創新投入的影響存在差異。

本文將處于化學原料和化學制品制造業(C26)、醫藥制造業(C27)、化學纖維制造業(C28)、計算機通信和其它電子設備制造業(C39)、儀器儀表制造業(C40)、信息技術業(I)內的公司劃分為高科技公司，將除此之外的公司劃分為非高科技公司，分組回歸探究董事長—總經理校友關系對公司創新投入的影響，行業性質分組檢驗結果如表6模型(3)和模型(4)所示。結果顯示，在高科技公司組中，董事長—總經理校友關系(Relations)的影響系數為0.005 3，對應t值為2.88，在1%的統計水平上顯著；在非高科技公司組中，董事長—總經理校友關系(Relations)的影響系數為0.001 2，對應t值為1.63，但上述影響關系并不顯著。進一步檢驗組間差異發現，組間存在顯著差異(p=0.0260**)，表明就董事長—總經理校友關系對公司創新投入的促進作用而言，高科技公司較非高科技公司顯著。

4.3 地區市場化程度分組檢驗

地區間市場化程度存在差異，而這種差異可能會影響公司總經理創新投入決策。

本文基于王小魯等[26]《中國分省份市場化指數報告(2018)》中的市場化總指數評分數據，按照公司所在地區市場化程度，分組回歸探究董事長—總經理校友關系對公司創新投入的影響，地區市場化程度分組檢驗結果如表6模型(5)和模型(6)所示。分組回歸結果顯示，在高市場化程度組中董事長—總經理校友關系(Relations)的影響系數為0.002 3，對應t值為2.77，在1%的統計水平上顯著；在低市場化程度組中董事長—總經理校友關系(Relations)的影響系數為0.003 3，對應t值為1.91，在10%的統計水平上顯著。進一步檢驗組間差異發現，組間不存在顯著差異(p=0.417 1)。因此，不能認為市場化程度差異導致董事長—總經理校友關系對公司創新投入的影響存在顯著差異。換言之，市場化程度差異在董事長—總經理校友關系對公司創新投入的影響過程并未表現出顯著不同。

表6 異質性檢驗結果Tab.6 Heterogeneity test results

5 結語

5.1 研究結論

本文以2012—2017年中國滬深A股上市公司為樣本，實證研究董事長—總經理校友關系對公司創新投入的影響，同時考察公司內部控制和機構投資者持股對上述影響的調節作用。

(1)董事長—總經理校友關系可以促進公司創新投入。管理者社會關系在公司發展中扮演越來越重要的角色，可以通過聲譽、社會資本約束董事長和總經理行為，發揮部分公司治理作用。在當前公司治理框架下，委托代理問題成為公司創新投入提高的掣肘，若董事長和總經理存在校友關系，則可以在一定程度上緩解上述問題。

(2)公司內部控制和機構投資者持股均在董事長—總經理校友關系與公司創新投入間起正向調節作用。通過強化公司內部治理機制，以市場監督方式提升公司內外部治理水平，可以抑制校友關系的負向影響，強化董事長—總經理校友關系對公司創新投入的積極影響。

(3)董事長—總經理校友關系對公司創新投入的促進作用因產權性質、行業性質差異而有所不同。其中，相較于國有企業，非國有企業的董事長—總經理校友關系對公司創新投入的促進作用更顯著；相較于非高科技公司，高科技公司的董事長—總經理校友關系對公司創新投入的促進作用更顯著。地區市場化程度差異對上述促進作用的影響則未表現出顯著不同。

5.2 管理啟示

(1)合理看待企業中存在的關系。關系文化在社會上普遍存在，公眾對關系亦存在大量負面印象。在大多數情況下，雙方私交關系被認為是貪污腐敗滋生的溫床。但本文研究結果表明，董事長與總經理之間的校友關系能夠提高公司創新投入，減少總經理的機會主義行為。公司在選拔人才時不必刻意回避這種關系，并且可以在公司高管培訓體系中適度植入校友關系元素，借助校友身份增強公司高管在文化上的認同感，以此獲取更多社會資源，把校友關系這種軟實力的正向作用發揮出來。

(2)建立健全公司內部控制體系。為了確保董事長—總經理校友關系能夠充分發揮作用，必須有完善的公司治理結構作為保障。只有建立規范的內部控制制度和體系，完善各部門信息交流渠道，促進公司內部互相監督，才能最大程度地降低董事長—總經理校友關系的潛在負向影響。

(3)完善外部監督和約束機制。為防止徇私舞弊、互相勾結等不良現象產生，強化市場中的監管者力量非常重要。應充分利用機構投資者的獨立身份，發揮機構投資者的信息收集和傳遞功能，讓總經理行為處于市場監管之下。

(4)非國有企業及高科技公司應更加重視校友關系，并讓其發揮更大的促進作用。監管部門可以引導上市公司詳細披露公司高管個人履歷等信息，幫助投資者通過相關信息了解公司狀況及潛力，進而作出合理的投資決策。