外部制度环境、高管自主权与企业创新战略——中国30省12 301家企业的证据①

张三保,刘 沛

(武汉大学 经济与管理学院,武汉 430072)

1 问题提出

创新是推动长期经济发展的根本动力,基于创新的竞争是现代市场经济的实质。党的十九大提出坚定实施创新驱动发展战略,“十三五”是我国经济发展模式实现从要素驱动向创新驱动转型的关键阶段。转型的成败,决定着我们能否突破自身发展瓶颈、应对内外部环境挑战、跨越“中等收入陷阱”、塑造新的竞争优势。一国必须持续创新其政治、经济和文化制度……诱致企业家活动不断配置到创新行动中[1]。

通过制度创新诱致企业家的创新行动,首先有必要明确两个问题:其一,哪些具体制度要素影响企业创新?其二,制度环境作用于企业创新的机制是什么?为了回答这两个问题,我们首先结合制度理论和高阶理论,初步构建出连接制度环境、战略领导与企业创新战略的分析框架。随后,本文系统梳理了中国情境下影响企业创新的制度与领导因素。之后,分别就制度环境、管理自主权与企业创新三者间关系提出假设,并运用世界银行的大样本数据进行假设检验和稳健性检验。文章最后简要归纳了研究结论,以及理论和现实启示。

本文的贡献包括四个方面:第一,在既有基础上[2],定量考察省份和城市两个层次的制度环境,作用于企业研发投入的机制,真正实现宏观与微观领域的有效连接,推动了制度基础观与高阶理论的融合发展；第二,基于理论与国情分析,本文将离婚率作为信任的创新性测量方案,丰富了中国情境下的非正式制度研究；第三,通过考察管理自主权对企业研发投入及其波动的效应,进一步厘清了管理自主权的本质,即行为自由度和目标自由度的统一,呼应了前人的定性判断[3]及实证结论[4]；第四,研究结论为企业研发投入决策、政企关系处理乃至支持创新的国家治理体系建设提供了启发。

2 分析框架、理论基础与假设提出

2.1 分析框架

企业战略选择能反映正式与非正式制度的约束。制度基础观(institution-based view)为探究制度环境与企业之间的交互作用及其对企业战略选择的影响提供了理论视角[5]。它有两个核心假设:第一,管理者和企业在制度约束下理性地追求他们的利益,并作出战略选择；第二,当正式制度与非正式制度共同支配企业的行为时,在正式制度约束失效的情况下,非正式制度约束在降低不确定性、坚定管理者与企业信心方面发挥了更重要的作用。尽管制度基础观及其相关研究系统证明了制度环境对于企业战略的重要作用,但它们往往忽视了高管的重要作用。目前关于制度环境对企业创新行为的影响研究,大多立足于制度理论,探究制度因素(如政府干预、政府补贴、金融发展水平等)对企业创新的直接效应,未能深入挖掘宏观环境对微观企业行为的作用机制,形成“黑箱”。

对此,高阶理论(upper echelons theory)指出,高管会对企业的产出产生重要影响,企业的战略选择反映了组织内高管团队的价值观念和认知基础[6]。作为高阶理论的重要变量,管理自主权(managerial discretion)是管理者在制定和执行战略的过程中具备的行为自由度,拥有较高自主权的管理者才能按照自己的意愿实施变革,才有助于管理者在动态环境中不断调整以应对外界变化[7]。管理自主权被认为是“宏观”与“微观”的有效连接纽带,在中国企业的发展历程中具有重要意义,在转型中国背景下理应得到更多的实证检验[4]。并且,管理的精髓在于CEO的管理自主权,在于战略与内部资源和外部环境的匹配,而不仅仅是政策、制度与行业环境的问题[8]。因此,结合制度基础观与高阶理论来探究企业战略选择具有十分重要的现实意义。基于此背景,本文构建出如图1的分析框架。围绕此研究框架,本文将对现有研究进行回顾,分别从制度理论和高阶理论视角,识别企业创新的驱动因素与作用路径,提出相关研究假设并进行实证检验。

图1 本文研究框架

2.2 理论基础

2.2.1 影响企业研发投入的制度要素

(1)非正式制度

研究发现,民营企业家的银行与协会关系资本[9]、省份的社会资本、社会信任[10],分别在企业、省份乃至国家层次,促进了研发投资倾向或实践。同时,省份社会资本对企业技术创新水平的促进作用,在内资股权比例越高的企业越明显,甚至能替代法律保护发挥作用[11]。

(2)政府作用

政府作用包括支持和干预两个方面。总体而言,政府服务对民营企业的研发投入有显著促进作用,政府管制则相反[12]。具体就政府研发补助对企业自身研发投入的影响来说:一种观点认为,它具有正向激励作用,甚至缓解外部融资约束、平滑研发投资波动,推动可持续性创新[13-14]。另一种观点指出,它存在杠杆效应,且工业化阶段的发展会不断增强这种效应[15]。那么,什么影响政府补助的决策呢?传统以GDP为考核标准的晋升竞争,以及地方政府财权与事权的不匹配,都显著降低了政府对企业的R&D补贴；而政府干涉越少、寻租空间越小,企业R&D投入强度会随之提高[16]。

(3)法治与中介组织发展水平

良好的法律保护制度将促进企业的研发活动。比如,名义和实际知识产权保护水平的提高,均对企业研发投入有显著正向影响[17-18]。但也有研究认为,现阶段中国知识产权保护水平尚未对中国企业研发投入产生正效应[19]。有研究表明,律师和会计师等市场中介组织服务条件、行业协会对企业的帮助程度,均显著正向影响企业R&D投资[20]。此外,公共研究机构有利于增进知识吸收能力强企业、而挤出知识吸收能力弱企业的研发投入,有利于激励联盟内企业而遏制联盟外企业的研发活动[21]。

(4)金融发展、民营经济与外商投资

普遍认为,高效的金融体系能促进企业的研发活动[22]。融资约束则显著抑制了民营企业R&D投入；从融资来源上看,自身现金流、注册资本及商业信用增加了企业R&D投入,而银行贷款则减少了企业R&D投入；国有企业R&D投入依靠现金流、注册资本以及银行贷款,而民营企业则依赖现金流、注册资本和商业信用[23]。此外,金融发展和外商直接投资均对中国内资企业研发投入具有显著的正向效应[24]。

(5)市场化程度

良好的市场化环境是企业技术创新的外部推动力量；市场化指数、法制环境指数、融资环境指数和产品市场环境指数与公司R&D投入水平显著正相关,且这种正相关关系在中央企业最高；对于地方国企而言,这种推动作用容易被地方政府干预削弱[25-28]。

2.2.2 影响企业研发投入的高管要素

现有研究表明,除年龄、性别、学历、任期、素质等高管个人层次的影响因素外,高管预期与外部对高管的压力,也对企业研发投入产生影响——分析师关注带来的过大压力,导致高管为了提高短期业绩而减少研发投入；当然,分析师关注也可能减少信息不对称,从而促进公司研发投入[29]。此外,管理层对IPO超募资金的预期,也影响了企业的R&D投入强度,分别呈正向和U型关系[30]。

高管团队传记性与非传记性人力资本,都显著影响企业研发投入[31]。具体而言,团队的平均年龄、离职组高管持股与R&D投入强度负相关；高管团队的平均受教育水平、平均任期和职业经验,以及非离职组高管持股与R&D投入强度正相关[32]。并且,创始经理人在高管团队中的比例及其兼任CEO,会抑制企业研发投入；高管团队股份均匀度则会稀释创始经理人对企业研发投入的影响[33]。此外,高管团队平均年龄对企业研发投入没有影响,其平均在位时间与企业研发投入显著负相关,团队成员中技术性背景成员的比重与企业研发投入正相关；引入激励机制后高管团队人力资本的激励能促进企业增强研发投入强度[34]。

2.3 研究假设

2.3.1 地区制度环境与企业CEO管理自主权

对管理自主权前因的探讨,既有研究多聚焦行业、组织和个人因素,而忽视了制度因素。许多国家管制日趋放松等宏观环境方面的诸多要素,带来了管理自主权的巨大扩展[35]。此后,国家层次的制度环境对国别CEO自主权水平的影响,先后获得理论和实证支持[7,36]。进一步的研究则证实,一国内部省份层次的制度环境,对省域CEO自主权水平产生作用[2]。然而,目前尚无研究提供企业层次的证据,证实企业所在地区宏观制度环境与微观企业CEO自主权的关系,从而真正实现宏观与微观之间的有效连接。为此,本文从微观层次提出如下假设:

对于企业所在的城市或省份而言,较高的社会信任水平,较大的贸易保护程度、司法公正程度、金融发展水平、劳动力灵活性、民营经济发展水平以及外商投资水平,会促进CEO管理自主权；而较大的政府干预程度越大,则将严重制约CEO管理自主权(H1)。

2.3.2 管理自主权与企业研发投入

CEO管理自主权与企业研发投入的关系存在两种截然相反的结论。一方面,CEO管理自主权越大,企业就更可能加大创新投入[37-39],而非购买技术创新成果[40]。另一方面,CEO管理自主权越大,企业启动R&D活动的概率越低,且R&D投入水平越低[41-42],CEO管理自主权与企业R&D投资显著负相关。根据管理自主权的界定,我们认为,它对企业研发投入具有正向影响,但当其增加到一定幅度时,对企业研发投入的正向效应也必将趋于平缓。何况,管理自主权还受制于制度与资源动因,也不可能无限增大。基于此,本文提出如下假设:

CEO管理自主权越大,企业研发投入强度越高(H2a),企业研发投入强度的波动越低(H2b)。

2.3.3 地区制度环境、CEO管理自主权与企业研发投入

既往研究通常将CEO管理自主权作为调节变量,而忽视了其在外部环境与企业行为关系中的中介作用[43]。国外已有学者检验并证实了管理自主权的中介效应[44-45]。国内学者研究发现,管理自主权仅显著影响企业规模与R&D经费投入强度的关系,而对企业规模与R&D人员投入强度关系的影响不显著[41]。此外,技术型企业的股权集中度对管理自主权的配置有正向影响,并通过管理自主权显著正向影响企业R&D投入[46]。据此,本文提出如下假设:

CEO管理自主权中介了地区制度环境与企业研发投入强度及其波动的关系(H3)。

3 假设检验

3.1 样本来源

企业层次的数据来自世界银行2005年在中国30个省(自治区、直辖)的120个城市开展的“企业投资与经营环境调查”。调查涉及的12 400家企业样本中,4个直辖市各抽样调查了200家企业,其余城市各100家。结合研究指标,我们对问卷调查数据进行了仔细勘查,剔除了包含明显奇异特征值的观测企业,最终样本共包括12 301家企业。

3.2 变量测量

3.2.1 自变量:省份层次的制度指标

(1)非正式制度

任何一个社会的经济活动都根植于社会关系网络中。在以家庭为基本单元的中国社会,居于支配地位的组织原则——“亲族原则”——在相当程度上影响着人们日常交往行为中的信任(包括信任程度和信任范围),并进而制约着奠基于信任之上的合作行为的发生、发展[47]。韦伯亦认为,中国社会信任的基石建立在亲戚关系或家庭式的纯粹个人关系之上,也就是说,信任的半径只在家庭层面,因为家庭是中国社会的基本单元[48]。很明显,如果这种社会基本单元因为离婚而导致破裂,那么至少婚姻双方的信任感会极度降低。同理,不难推测:如果一个地区家庭破裂比率(即粗离婚率)较高,则当地社会信任水平将大幅降低。因此,本文以省份粗离婚率指数作为信任程度的代理变量。

(2)正式制度

樊纲、王小鲁和朱恒鹏在《中国市场化指数》一书较为客观地量化了1997—2007年中国地区间的制度差异与变迁过程[49]。如表1所示,本文从中选取了反映各省正式制度的6个相关指标,包括地方保护程度、司法公正程度、金融业市场化、劳动力灵活性、非国有经济的发展和外商投资水平。其中,除劳动力灵活性自行设计与计算外,其余指标均根据《中国市场化指数(2010)》中2002—2004三年指标的均值得到。此外,由于数据受限,缺乏合适的指标来度量政府干预程度,在后面的稳健性检验中进行进一步检验。

3.2.2 中介变量和因变量:企业创新及其波动

中介变量方面,我们采用总经理分别的汇报的、其在企业生产、投资、用工三个方面的自主权程度,并根据汇报结果计算了管理自主权的总体均值。

因变量包括有关创新的三个指标——企业是否开展研发、研发投入强度及其波动。其中,本文参考唐跃军和左晶晶测量企业创新的方法[50],使用当年研发投入与上年总资产比重来计算“研发投入强度”。此外,本文还参考了马光荣、刘明和杨恩艳的另一种测量研发投入强度的方法——当年研发支出占当年销售收入比重[51],在此基础上计算“研发投入强度波动”的指标,表征创新的持续性。具体如表1所示。

表1 自变量、中介变量和因变量测量方法

续表

3.2.3 控制变量:个人、组织与城市层次

基于对CEO管理自主权相关文献的回顾[43,52-53],本文识别了地区、组织、高管等层次因素对管理自主权的影响；在关于企业研发投入的研究中,组织、高管层次影响因素被广泛识别[54-55],因此,结合数据的可获得性,本文控制了CEO个人、所在企业组织与所在城市三个层次的影响因素:个人层次包括CEO的教育程度,任期,是否政府任命,是否兼任董事长,以及与中层经理的薪酬差距；企业层次包括民营产权比重、外资产权比重、年龄以及规模；城市层次则为城市经济规模。

3.3 回归分析

本文应用省份制度环境对管理自主权进行了OLS回归,进一步验证H1和H2,回归结果如表2所示。为了控制各制度因素之间的交互影响,我们控制高管、组织、城市层次变量的影响,在回归模型中逐一加入制度指标。回归结果表明,作为非正式制度的表现形式,省域人际信任程度越小,则该省企业CEO管理自主权也越小(β=-0.132,p＜0.01)。从正式制度指标来看,省域地方政府保护水平越高,CEO管理自主权越大(β=0.066,p＜0.01)；省域司法公正程度(β=0.025,p＜0.01)、金融发展水平(β=0.026,p＜0.01)、民营经济发展程度(β=0.043,p＜0.01)以及外商投资力度(β=0.026,p＜0.01)越高,则该省CEO管理自主权越大。尽管劳动力灵活性(β=0.008)对CEO管理自主权的影响不显著,但仍起正向作用。因而,假设1绝大部分得以验证。我们还可以发现,管理自主权显著正向影响企业研发投入(β=0.003,p＜0.01),显著负向影响企业研发投入波动(β=-1.196,p＜0.01),因此,H2a和H2b均得以验证。

表2 省份制度、管理自主权与R&D投入及其波动的OLS回归结果

3.4 中介效应分析

为进一步检验假设3,我们运用Sobel检验方法,考察了CEO管理自主权对制度前因与企业研发投入及其波动关系的中介效应[56-57]。如表3所示,在对7种制度指标与2种企业研发投入指标进行的14项Sobel检验中,信任水平分别与企业R&D投入强度(Sobel系数=-0.000 4,Z=-2.651,p＜0.01)及其波动(Sobel系数=0.31,Z=2.71,p＜0.01),地方保护程度与企业研发投入波动(Sobel系数=-0.11,Z=-2.82,p＜0.01),劳动力灵活性与研发投入强度(Sobel系数=0.000 03,Z=1.974,p＜0.05)四对关系被完全中介；其余均被部分中介。由此,H3得以初步验证。

4 稳健性检验

为了检验前述结果的稳健性,我们使用不同层次的制度变量与不同内容的创新指标,分别对CEO管理自主权与制度前因与创新结果的关系进行了实证分析。

4.1 变量测量

中介变量与三个层次的控制变量均与前述研究相同,自变量与因变量测量方法如下。

4.1.1 自变量:城市制度环境

(1)非正式制度

参考前人做法[58-59],本文采用1999年各省自愿献血率的自然对数,反映2002—2004年的各省社会信任水平。

(2)正式制度

世界银行将2005年《企业投资与经营环境调查》所得到的企业层次数据合并到了城市层次,这里包括5个正式制度指标:①政府干预程度。询问企业每年用来和税务、公安、环保、劳动和社会保障等部门打交道的总天数。用总天数除以365。②司法公正程度。询问企业在商业或其他争议中的合同权利和产权(包括履约)得到保护的可能性(%)。该变量经标准化后构成一项指数。③金融发展水平。本次调查中区级已获得银行贷款的企业比例。④劳动力灵活性。询问企业如果裁员不涉及任何处罚,它们认为其冗员比例是多少。因而,冗员度越低则表明劳动力市场越灵活。⑤民营企业发展水平。国内民营企业在本次调查中所占的百分比。

4.1.2 因变量

与前述研究不同,这里的企业R&D投入强度以人均研发投入来衡量,即2004年R&D支出/当年总雇佣人数。R&D投入强度波动的指标,则以2004年人均R&D投入强度与2003年该值之差,除以2003年R&D投入强度。这两个指标均由我们计算得出。

4.2 回归分析

运用城市层次制度环境的回归结果如表3所示。从非正式制度来看,更高的社会信任水平,与更大的CEO管理自主权相关(β=0.083,p＜0.01)。正式制度的两个负向指标上:更大的政府干预程度(β=-10.57,p＜0.01)和更小的劳动力灵活性(β=-5.996,p＜0.01),均与更小的CEO管理自主权相关。从正式制度的其余指标来看,更高的司法公正程度(β=1.029,p＜0.01)、金融发展水平(β=0.3,p＜0.01)、民营经济发展水平(β=0.374,p＜0.01),均与更大的CEO管理者自主权相关,假设1得以验证。CEO管理自主权与企业研发投入及其波动的关系方面:CEO管理自主权越大,企业人均研发投入强度越大(β=0.0004,p＜0.1),人均研发投入强度的波动越小(β=-1.596,p＜0.01)。假设2得到进一步验证。

表3 城市制度、CEO管理自主权与企业R&D投入及波动的OLS回归结果

4.3 中介效应检验

Sobel方法检验结果显示,CEO管理自主权完全中介了以下制度指标与研发投入波动的关系:信任程度(Sobel系数=-0.12,Z=-3.82,p＜0.01)、政府干预程度(Sobel系数=17.41,Z=4.50,p＜0.01)、司法公正程度(Sobel系数=-1.59,Z=-4.47,p＜0.01)、金融发展水平(Sobel系数=-0.55,Z=-2.76,p＜0.01)、劳动力灵活性(Sobel系数=9.01,Z=4.26,p＜0.01)以及民营经济发展水平(Sobel系数=-0.74,Z=-3.59,p＜0.01)。由此确认,CEO管理自主权具有中介效应。

5 研究结论与启示

5.1 研究结论

(1)制度环境与管理自主权

本文分别采用离婚率、自愿献血率两个指标,作为企业或社会信任水平这一非正式制度的代理变量,并运用城市与省份两个层次的7个正式制度指标(包括政府干预与保护程度、司法公正程度、金融发展水平、劳动力灵活性、民营化程度和外商投资水平),对企业CEO管理自主权进行了回归分析。研究发现:企业总部所在城市或省份的社会信任水平、政府保护程度、司法公正程度、金融发展水平、劳动力灵活性、民营经济发展水平及外商投资水平越高,则其CEO管理自主权越大。相反,企业总部所在地区的政府干预程度越大,则其CEO管理自主权越小。也就是说,地区制度环境的差异会导致企业管理自主权大小的差异。

(2)管理自主权与企业研发投入

实证表明:第一,当CEO拥有更大的管理自主权,企业将更有可能增加研发投入强度,承担由此带来的潜在风险,并获取与之相应的回报；第二,尽管CEO拥有更大的管理自主权时,企业更有可能在再投资中加大研发投入的强度,但出于对企业风险可控性的关注,CEO主观上会降低企业研发投入强度的波动。由此可见,CEO对其管理自主权的利用,并非盲目冒险以追逐超额回报,而是张弛有度、理性决策,既敢于承担风险,又适时规避风险,从而实现CEO个人与其企业目标的统一。

5.2 理论启示

第一,在管理自主权的本质方面,从管理自主权对企业研发投入战略的影响来看:一方面,CEO管理自主权越大,企业研发投资强度越高；另一方面,随着CEO管理自主权的增大,企业研发投入强度的波动却越低。这表明,作为一种“行为自由度”,CEO管理自主权固然能对企业的创新战略产生巨大影响,但这种影响仍存在一定限度。毕竟,企业战略选择是多种要素共同作用的结果,CEO管理自主权纵然具有强大解释力,也只能解释其中一部分。

第二,在管理自主权的效应方面,其中介效应得以证实,突破了以往研究中大量验证的调节效应。也就是说,制度环境对企业研发投入战略的影响,是通过管理自主权来传导的,制度环境作用于企业研发投入的机制得以明晰。

第三,进一步证明了“制度动因→CEO管理自主权→组织行为”的分析框架,从而既拓宽了高阶理论的外延,又强化了制度理论的内涵,实现了宏观与微观的有效连接。同时,本文在制度因素的选择上,探究了多种制度因素,并创新性地设计了社会信任之一指标的测量方法,为未来的相关研究奠定了数据基础。

5.3 管理实践启示

首先,企业创新方面,对于企业高管而言,应理性发挥管理自主权的作用,致力于促进企业创新。在企业创新乏力时,政府则应创造良好外部制度环境,释放企业自主权。具体而言,政府部门在“研究制定涉企政策、规划、法规,要听取企业家的意见建议”,进而“健全企业家参与涉企政策制定机制”[60]。

其次,政企关系方面,本文发现,政府保护和政府干预对企业CEO自主权有着截然不同的影响。因此,对于企业而言,应理性看待政府作用,不应一味抵制,也不应过度涉入,而应在经营中发挥管理自主权,开展创新,实现持续发展。对于政府,要着力营造“亲”和“清”的政企关系,尊重企业高管自主权,鼓励创新能动性,促进企业乃至区域持续发展。

最后,在国家治理方面,政府应加强顶层制度设计,完善国家治理体系,合理分配资源,实现治理能力和治理体系的现代化建设,为企业创新创业营造良好的制度环境,推动社会创新发展。如:推进经济混合所有制改革,不断在经济发展的各个领域引入民营资本、外商资本等,刺激市场活力,引入竞争机制,激发企业创新活力；民营企业现阶段存在融资难、融资成本高等困境,政府应该对金融机构加强监管,对现阶段金融企业并购等存在的金融风险进行规范化管理,提高金融发展水平；司法公正方面,大力推动司法体制改革,加强司法公正廉洁建设,提高司法公信力,为企业创新创业营造良好的法律环境,消除后顾之忧。

[1] 庄子银.创新企业家活动配置与长期经济增长[J].经济研究,2007(8):82-94.

[2] 张三保,张志学.区域制度差异,CEO管理自主权与企业风险承担——中国30省高技术产业的证据[J].管理世界,2012(4):101-114.

[3] Shen W,Cho T S.Exploring involuntary executive turnover through a managerial discretion framework[J].Academy of Management Review,2005,30(4):843-854.

[4] 张三保,张志学.管理自主权:掠夺之手、无为之手还是扶持之手?[J].中大管理研究,2014,9(4):153-173.

[5] Peng M W.Towards an institution-based view of business strategy[J].Asia Pacific Journal of Management,2002,19(2/3):251-267.

[6] Hambrick D C,Mason P A.Upper echelons:the organization as a reflection of its top managers[J].Social Science Electronic Publishing,1984,9(2):193-206.

[7] Crossland C,Hambrick D C.How national systems differ in their constraints on corporate executives:a study of ceo effects in three countries[J].Strategic Management Journal,2007,28(8):767-789.

[8] 许德音,周长辉.中国战略管理学研究现状评估[J].管理世界,2004(5):76-87.

[9] 陈爽英,井润田,龙小宁,等.民营企业家社会关系资本对研发投资决策影响的实证研究[J].管理世界,2010,No.196(1):88-97.

[10] 李晓梅.社会信任与文化价值观对于国家创新绩效的作用研究——基于65个样本国家的实证研究[J].科学学与科学技术管理,2013(8):93-101.

[11] 林洲钰,林汉川.中国制造业企业的技术创新活动——社会资本的作用[J].数量经济技术经济研究,2012(10):37-51.

[12] 廖开容,陈爽英.制度环境对民营企业研发投入影响的实证研究[J].科学学研究,2011,29(9):1342-1348.

[13] 朱斌,李路路.政府补助与民营企业研发投入[J].社会,2014(4):165-186.

[14] 李健,杨蓓蓓,潘镇.政府补助、股权集中度与企业创新可持续性[J].中国软科学,2016(6):180-192.

[15] 廖信林,顾炜宇,王立勇.政府R&D资助效果、影响因素与资助对象选择——基于促进企业R&D投入的视角[J].中国工业经济,2013(11):148-160.

[16] 顾元媛,沈坤荣.地方政府行为与企业研发投入——基于中国省际面板数据的实证分析[J].中国工业经济,2012(10):77-88.

[17] 王永健,谢卫红.任务环境与制度环境对企业创新的交互影响研究[J].科学学与科学技术管理,2016,37(4):89-97.

[18] 尹志锋,叶静怡,黄阳华,等.知识产权保护与企业创新:传导机制及其检验[J].世界经济,2013(12):111-129.

[19] 李蕊,沈坤荣.中国知识产权保护对企业创新的影响及其变动机制研究[J].经济管理,2014(4):51-58.

[20] 曹琪格,任国良,骆雅丽.区域制度环境对企业技术创新的影响[J].财经科学,2014(1):71-79.

[21] 林承亮,许为民.增进或挤出:公共研究机构与企业研发投入关系的考察[J].浙江社会科学,2013(8):51-56.

[22] 江雅雯,黄燕,徐雯.政治联系、制度因素与企业的创新活动[J].南方经济,2011,29(11):3-15.

[23] 张杰,芦哲,郑文平,等.融资约束、融资渠道与企业R&D投入[J].世界经济,2012(10):66-90.

[24] 冉光和,张冰,庞新军.金融发展、外商直接投资与企业研发投入——基于我国省级面板数据的实证研究[J].经济经纬,2013(2):121-126.

[25] 王立清,杨宝臣,高常水.制度环境对企业R&D投入的影响——基于我国上市公司的经验证据[J].科技进步与对策,2011,28(22):79-83.

[26] 张杰,周晓艳,李勇.要素市场扭曲抑制了中国企业R&D?[J].经济研究,2011(8):78-91.

[27] 鲁桐,党印.公司治理与技术创新:分行业比较[J].经济研究,2014(6):115-128.

[28] 纪晓丽.市场化进程、法制环境与技术创新[J].科研管理,2011,32(5):8-16.

[29] 谢震,艾春荣.分析师关注与公司研发投入:基于中国创业板公司的分析[J].财经研究,2014,40(2):108-119.

[30] 甄丽明.IPO超募与创业企业R&D投资行为——来自创业板的经验研究[J].证券市场导报,2013(9):27-32.

[31] 朱焱,张孟昌.企业管理团队人力资本、研发投入与企业绩效的实证研究[J].会计研究,2013(11):45-52.

[32] 郭葆春,张丹.中小创新型企业高管特征与R&D投入行为研究——基于高阶管理理论的分析[J].证券市场导报,2013(1):16-22.

[33] 陈闯,刘天宇.创始经理人、管理层股权分散度与研发决策[J].金融研究,2012(7):196-206.

[34] 罗正英,汤玲玲,常嫦.高管团队人力资本、激励机制与企业研发投入[J].苏州大学学报(哲学社会科学版),2013,34(1):123-131.

[35] Hambrick D C,Finkelstein S,Cho T S,et al.Isomorphism in reverse:Institutional theory as an explanation for recent increases in intraindustry heterogeneity and managerial discretion[J].Research in Organizational Behavior,2005,26(4):307-350.

[36] Crossland C,Hambrick D C.Differences in managerial discretion across countries:how nationlevel institutions affect the degree to which CEOs matter[J].Strategic Management Journal,2011,32(8):797-819.

[37] Sahaym A,Steensma H K,Schilling M A.The influence of information technology on the use of loosely coupled organizational forms:an industry-level analysis[J].INFORMS,2007,18(5):865-880.

[38] 苏文兵,李心合,徐东辉,等.经理自主权与R&D投入的相关性检验——来自中国证券市场的经验证据[J].研究与发展管理,2010,22(4):30-38.

[39] 苏文兵,徐东辉,梁迎弟.经理自主权、政治成本与R&D投入[J].财贸研究,2011,22(3):136-146.

[40] 张长征,胡利利.基于经理自主权的企业技术创新决策模型研究:来自陕西省技术型企业的经验证据[J].经济研究导刊,2011(34):30-32.

[41] 张长征,赵西萍,李怀祖.基于经理自主权的企业R&D投入决策模型及实证研究[J].管理科学,2006,19(3):8-13.

[42] Dong J,Gou Y N.Corporate governance structure,managerial discretion,and the R&D investment in China[J].International Review of Economics&Finance,2010,19(2):180-188.

[43] Wangrow D B,Schepker D J,Barker V L.Managerial discretion:an empirical review and focus on future research directions[J].Journal of Management,2015,41(1):99-135.

[44] Campbell J T,Campbell T C,Sirmon D G,et al.Shareholder influence over director nomination via proxy access:Implications for agency conflict and stakeholder value[J].Strategic Management Journal,2015,33(12):1431-1451.

[45] Messersmith J,Lee J,Guthrie J P,et al.Turnover at the top:executive team departures and firm performance[J].Organization Science,2013,25(3):776-793.

[46] 张长征,蒋晓荣.股权集中度与经理自主权对技术型企业R&D投入的影响效应分析[J].中外企业家,2011(16):1-3.

[47] 许娘光.宗族、种姓与社团[M].台北天南书局,2002.

[48] 韦伯.儒教与道教[M].洪天富,译.南京:江苏人民出版社,2003.

[49] 樊纲,王小鲁,朱恒鹏.中国市场化指数.各省区市场化相对进程2011年度报告[M].北京:经济科学出版社,2011.

[50] 唐跃军,左晶晶.所有权性质、大股东治理与公司创新[J].金融研究,2014(6):177-192.

[51] 马光荣,刘明,杨恩艳.银行授信、信贷紧缩与企业研发[J].金融研究,2014(7):76-93.

[52] 张三保,张志学.管理自主权:融会中国与西方、连接宏观与微观[J].管理世界,2014(3):102-118.

[53] 连燕玲,周兵,贺小刚,等.经营期望、管理自主权与战略变革[J].经济研究,2015(8):31-44.

[54] 温军,冯根福.异质机构、企业性质与自主创新[J].经济研究,2012(3):53-64.

[55] 邵敏.信贷融资、人力资本与我国企业的研发投入[J].财经研究,2012(10):101-111.

[56] Baron R M,Kenny D A.The moderator-mediator variable distinction in social psychological research:conceptual,strategic,and statistical considerations[J].Journal of Personality and Social Psychology,1986,51(6):1173-1182.

[57] Sobel,M.E.Asymptotic confidence intervals for indirect effects in structural equations models[J].Sociological Methodology,1982(13):290-312.

[58] 张俊生,曾亚敏.社会资本与区域金融发展——基于中国省际数据的实证研究[J].财经研究,2005,31(4):37-45.

[59] 刘凤委,李琳,薛云奎.信任、交易成本与商业信用模式[J].经济研究,2009(8):60-72.

[60] 中共中央,国务院.关于营造企业家健康成长环境弘扬优秀企业家精神更好发挥企业家作用的意见[EB/OL].[2017-11-24].http://www.gov.cn/gongbao/content/2017/content-5230263.htm.