袁天榮，王 霞，2

(1.中南財(cái)經(jīng)政法大學(xué) 會(huì)計(jì)學(xué)院，湖北 武漢 430073;2.濟(jì)南大學(xué) 商學(xué)院，山東 濟(jì)南 250002)

0 引言

隨著全球經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展不確定性逐漸提升，創(chuàng)新成為推動(dòng)經(jīng)濟(jì)內(nèi)涵式增長(zhǎng)、促進(jìn)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的重要因素。根據(jù)世界知識(shí)產(chǎn)權(quán)組織每年發(fā)布的全球創(chuàng)新指數(shù)報(bào)告，我國(guó)創(chuàng)新排名逐年上升，2020年排名第14位，創(chuàng)新發(fā)展取得了顯著成效。但作為世界第二大經(jīng)濟(jì)體，我國(guó)創(chuàng)新水平仍需進(jìn)一步提升。微觀實(shí)體企業(yè)是國(guó)家創(chuàng)新的主體力量，提高企業(yè)創(chuàng)新水平不僅可以幫助企業(yè)獲取長(zhǎng)期競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)，而且能夠?yàn)榻?jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展注入創(chuàng)新活力，從而為國(guó)家創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)戰(zhàn)略實(shí)施保駕護(hù)航。因此，研究企業(yè)創(chuàng)新受哪些因素的影響，鎖定企業(yè)創(chuàng)新水平提升路徑，不僅具有學(xué)術(shù)理論意義，而且具有加快企業(yè)創(chuàng)新進(jìn)程、推動(dòng)經(jīng)濟(jì)創(chuàng)新發(fā)展的現(xiàn)實(shí)價(jià)值。

創(chuàng)新是企業(yè)最重要的戰(zhàn)略決策，董事會(huì)作為戰(zhàn)略決策機(jī)構(gòu)與公司治理核心，其內(nèi)部運(yùn)作機(jī)制必然對(duì)企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)生深遠(yuǎn)影響。社會(huì)學(xué)理論認(rèn)為，任何群體決策都會(huì)受到層級(jí)的影響，該層級(jí)既可以是正式層級(jí),也可以是非正式層級(jí)。董事會(huì)決策形式為會(huì)議決策，決策內(nèi)容具有概要性和模糊性，難以通過正式協(xié)調(diào)機(jī)制進(jìn)行有效引導(dǎo)，當(dāng)內(nèi)部出現(xiàn)矛盾分歧時(shí)，依靠正式層級(jí)進(jìn)行協(xié)調(diào)的難度較大。在該制度環(huán)境下，非正式層級(jí)在董事會(huì)決策中將發(fā)揮更加突出的作用。董事會(huì)非正式層級(jí)是依據(jù)董事成員社會(huì)資本和聲望地位所形成的隱性、非正式等級(jí)次序[1,2]。董事成員社會(huì)資本越豐富，為企業(yè)提供信息和資源的能力越強(qiáng)，以此為依托受到其他董事的尊重與認(rèn)可程度就越高，從而處于較高層級(jí)。依據(jù)關(guān)系契約理論，基于信任和尊重建立起來的非正式制度關(guān)系更具監(jiān)督與協(xié)調(diào)功能，董事會(huì)非正式層級(jí)可以為董事會(huì)提供有序交流合作的隱性機(jī)制，增強(qiáng)董事會(huì)資源整合能力并提升溝通效率，以此提升董事會(huì)決策效率與監(jiān)督效力。因此，從理論上看，董事會(huì)非正式層級(jí)能夠影響企業(yè)創(chuàng)新水平。

目前，董事會(huì)非正式層級(jí)對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的影響及作用機(jī)理尚未得到充分研究，本文邊際貢獻(xiàn)如下：第一，基于關(guān)系契約理論視角開展董事會(huì)結(jié)構(gòu)與企業(yè)創(chuàng)新研究?，F(xiàn)有研究大多將董事會(huì)內(nèi)部成員看作影響力同質(zhì)化個(gè)體，卻忽視了董事會(huì)成員社會(huì)資本和社會(huì)聲望帶來的地位差異。本文基于董事成員間的社會(huì)資本和聲望地位差異，研究董事會(huì)非正式層級(jí)對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的影響，將豐富董事會(huì)非正式層級(jí)經(jīng)濟(jì)后果和企業(yè)創(chuàng)新影響因素研究。第二，突破董事會(huì)靜態(tài)研究視角，基于董事會(huì)動(dòng)態(tài)交互視角，揭示董事會(huì)非正式層級(jí)通過降低企業(yè)環(huán)境不確定性和抑制管理層短視，提升企業(yè)創(chuàng)新水平的作用機(jī)理。同時(shí)，驗(yàn)證董事會(huì)非正式層級(jí)能夠提升企業(yè)實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新水平，為企業(yè)優(yōu)化董事會(huì)結(jié)構(gòu)、提高創(chuàng)新效率提供理論依據(jù)與證據(jù)支持。第三，現(xiàn)有經(jīng)濟(jì)后果研究大多基于兼職數(shù)量指標(biāo)與政治關(guān)聯(lián)數(shù)量指標(biāo)構(gòu)建董事會(huì)非正式層級(jí)代理變量，本文將反映社會(huì)聲望地位的媒體關(guān)注度指標(biāo)納入代理變量構(gòu)建過程，可以更準(zhǔn)確地對(duì)董事會(huì)非正式層級(jí)加以衡量，使研究結(jié)論更加可靠。

1 文獻(xiàn)綜述

1.1 董事會(huì)非正式層級(jí)的經(jīng)濟(jì)后果

近年來，有研究關(guān)注董事會(huì)非正式層級(jí)在董事會(huì)運(yùn)行過程中的重要作用。Magee&Galinsky[3]研究認(rèn)為，在任一社會(huì)群體中，個(gè)體會(huì)自發(fā)對(duì)群體成員的能力和影響力進(jìn)行理性判斷，從而形成一致性預(yù)期。基于上述一致性預(yù)期，群體層面會(huì)形成一種非正式秩序，以此指導(dǎo)團(tuán)隊(duì)成員完成組織決策。董事會(huì)是公司治理的核心，對(duì)企業(yè)重大戰(zhàn)略問題作出集體決策[4]?！豆痉ā芬?guī)定，董事會(huì)對(duì)企業(yè)議案進(jìn)行表決時(shí)，要遵循一人一票的投票表決制，故董事會(huì)內(nèi)部決策并不存在正式制度下的層級(jí)次序[5]。由于董事會(huì)成員所掌握的資源、對(duì)公司的貢獻(xiàn)及個(gè)人特征差異，其成員在董事會(huì)群體中存在預(yù)期地位差異[6-7]，進(jìn)而產(chǎn)生非正式層級(jí)。He&Huang[1]首次明確董事會(huì)非正式層級(jí)的定義，發(fā)現(xiàn)董事會(huì)非正式層級(jí)是在董事會(huì)群體內(nèi)部形成的隱性、非正式的層次結(jié)構(gòu)，該結(jié)構(gòu)可以促使董事會(huì)內(nèi)部互動(dòng)更加有序。

現(xiàn)有董事會(huì)非正式層級(jí)經(jīng)濟(jì)后果研究主要集中在董事會(huì)決策和企業(yè)行為兩個(gè)方面。在董事會(huì)決策方面，武立東等(2018)研究發(fā)現(xiàn)，董事會(huì)非正式層級(jí)會(huì)降低董事會(huì)決策中的程序理性，進(jìn)而增加政治行為；陳仕華和張瑞彬[2]基于預(yù)期地位理論，利用董事會(huì)投票表決數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，董事會(huì)非正式層級(jí)可以降低董事會(huì)成員提出異議的概率。在企業(yè)行為方面，張耀偉等[8]研究發(fā)現(xiàn)，董事會(huì)非正式層級(jí)正向影響企業(yè)績(jī)效，而盈利壓力、國(guó)有產(chǎn)權(quán)和股權(quán)集中在上述過程中發(fā)揮正向調(diào)節(jié)作用；王凱和常維[9]研究認(rèn)為，董事會(huì)非正式層級(jí)能夠促進(jìn)企業(yè)戰(zhàn)略變革，業(yè)績(jī)壓力對(duì)上述過程起正向調(diào)節(jié)作用；Jebran等[10]研究發(fā)現(xiàn)，董事會(huì)非正式層級(jí)會(huì)增加股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)，原因在于非正式層級(jí)帶來的協(xié)調(diào)作用有助于企業(yè)隱藏“壞消息”；王曉亮和鄧可斌[11]研究董事會(huì)非正式層級(jí)對(duì)資本結(jié)構(gòu)決策效率的影響發(fā)現(xiàn)，非正式層級(jí)越清晰，資本結(jié)構(gòu)調(diào)整速度越快，偏離度越低；何瑛和馬添翼[12]研究發(fā)現(xiàn)，董事會(huì)非正式層級(jí)通過約束管理層自利與抑制管理層過度自信能夠顯著提升企業(yè)并購(gòu)績(jī)效；張耀偉等[13]認(rèn)為，董事會(huì)非正式層級(jí)是董事會(huì)成員間的沖突協(xié)調(diào)機(jī)制，能夠調(diào)整董事會(huì)斷層給投資效率帶來的負(fù)向影響。

1.2 董事會(huì)特征與企業(yè)創(chuàng)新

基于董事會(huì)成員個(gè)體特征視角，陳險(xiǎn)峰等[14]在委托代理框架下研究非執(zhí)行董事對(duì)企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的影響發(fā)現(xiàn)，非執(zhí)行董事能夠促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新，同時(shí)非執(zhí)行董事發(fā)揮的治理作用受股權(quán)集中度和管理層權(quán)力制約；林雁等(2019)研究發(fā)現(xiàn)，異地獨(dú)董對(duì)企業(yè)創(chuàng)新具有負(fù)向影響，而董事會(huì)文化多樣性程度越高，對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的負(fù)向影響就越顯著，這是由于異地獨(dú)董雖然帶來了多樣化信息，但也引入了董事沖突，從而削弱董事會(huì)對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的監(jiān)督效應(yīng)；程新生和趙旸[15]研究發(fā)現(xiàn)，權(quán)威董事的專業(yè)性通過影響管理層激勵(lì)的有效性提升企業(yè)創(chuàng)新活躍度，能夠顯著促進(jìn)實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新，從而提升企業(yè)創(chuàng)新效率；李井林和陽(yáng)鎮(zhèn)[16]研究發(fā)現(xiàn)，女性董事占比越高，對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的負(fù)向影響越強(qiáng)，而企業(yè)社會(huì)責(zé)任表現(xiàn)能夠抑制董事會(huì)性別多樣性對(duì)企業(yè)創(chuàng)新績(jī)效的負(fù)向影響，且這一狀況在東部地區(qū)更顯著；周建和李小青(2012)研究董事會(huì)成員背景對(duì)企業(yè)創(chuàng)新戰(zhàn)略的影響發(fā)現(xiàn)，職能背景異質(zhì)性對(duì)企業(yè)創(chuàng)新戰(zhàn)略具有促進(jìn)作用，董事會(huì)成員行業(yè)背景異質(zhì)性與企業(yè)創(chuàng)新戰(zhàn)略之間無顯著關(guān)系。

基于董事會(huì)整體特征視角，Tuggle等[17]認(rèn)為，群體斷裂帶抑制群體成員溝通與協(xié)作，對(duì)創(chuàng)新具有負(fù)向影響；袁春生和李琛毅[18]基于斷裂帶理論研究董事斷裂帶對(duì)企業(yè)創(chuàng)新戰(zhàn)略的影響發(fā)現(xiàn)，淺層次生理特征斷裂帶因阻礙信息交流而抑制創(chuàng)新戰(zhàn)略實(shí)施，深層次任務(wù)相關(guān)斷裂帶能夠促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新戰(zhàn)略實(shí)施；牛建波和李維安(2020)基于上市公司問卷調(diào)查數(shù)據(jù)研究董事會(huì)程序理性與政治過程對(duì)企業(yè)雙元?jiǎng)?chuàng)新的影響，發(fā)現(xiàn)相比于探索性創(chuàng)新，董事會(huì)決策程序理性和政治過程對(duì)企業(yè)開發(fā)性創(chuàng)新的影響更顯著；周雪峰等[19]基于資源基礎(chǔ)理論研究發(fā)現(xiàn)，董事會(huì)網(wǎng)絡(luò)位置會(huì)影響企業(yè)雙元?jiǎng)?chuàng)新，網(wǎng)絡(luò)中心度與企業(yè)探索式創(chuàng)新呈倒U型關(guān)系，與開發(fā)式創(chuàng)新呈正U型關(guān)系，且市場(chǎng)化進(jìn)程在上述過程中發(fā)揮調(diào)節(jié)效應(yīng)；顧海峰和卞雨晨[20]將董事會(huì)社會(huì)資本和人力資本相融合研究發(fā)現(xiàn)，董事會(huì)資本能夠促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新投入；李勝楠等[21]認(rèn)為，董事會(huì)能力(專業(yè)能力、協(xié)同能力)越強(qiáng)，企業(yè)越傾向于制定綜合型雙元?jiǎng)?chuàng)新戰(zhàn)略。

1.3 文獻(xiàn)述評(píng)

學(xué)者們?cè)诙聲?huì)非正式層級(jí)、董事會(huì)特征與企業(yè)創(chuàng)新關(guān)系方面取得了豐富的成果，可為后續(xù)研究提供有益借鑒。然而，現(xiàn)有相關(guān)文獻(xiàn)關(guān)注董事會(huì)靜態(tài)特征，忽視了董事成員間的動(dòng)態(tài)交互關(guān)系，大多將董事會(huì)內(nèi)部看作影響力同質(zhì)化的個(gè)體而忽視了董事會(huì)成員之間的地位差異。由于董事成員之間存在社會(huì)資本和聲望地位差異，在董事會(huì)內(nèi)部由權(quán)威特征聚合而成的縱向整合機(jī)制能夠引導(dǎo)董事會(huì)內(nèi)部運(yùn)作，可為董事會(huì)特征與企業(yè)創(chuàng)新研究提供新的動(dòng)態(tài)視角?，F(xiàn)有文獻(xiàn)鮮少基于上述視角深入探討其對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的作用及機(jī)理。因此，本文基于關(guān)系契約理論，分析董事會(huì)非正式層級(jí)對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的影響效應(yīng)，以期為未來研究提供更多理論貢獻(xiàn)和經(jīng)驗(yàn)支撐。

2 理論分析與研究假設(shè)

2.1 關(guān)系契約理論

關(guān)系契約理論指出，相比于正式制度安排，基于信任和尊重建立起來的非正式制度關(guān)系更容易產(chǎn)生監(jiān)督與協(xié)調(diào)機(jī)制，更有利于維持長(zhǎng)久、復(fù)雜的關(guān)系[22]。董事會(huì)非正式層級(jí)是董事會(huì)特征的重要方面，可以反映董事成員聲望地位的等級(jí)次序，是一種引導(dǎo)董事會(huì)內(nèi)部運(yùn)行的非正式機(jī)制。董事成員社會(huì)資源越豐富，從社會(huì)關(guān)系網(wǎng)絡(luò)中獲取的治理經(jīng)驗(yàn)越多，能夠?yàn)槎聲?huì)提供的資源和信息越多，在董事會(huì)中擁有越高的地位[3]，就越有能力作出正確的決策，使低位成員對(duì)其產(chǎn)生越強(qiáng)的期待和依賴，這種期待和依賴能夠轉(zhuǎn)換為信任與尊重[1]。根據(jù)該理論，社會(huì)資本嵌入組織管理并通過關(guān)系規(guī)則發(fā)揮作用的過程可稱為關(guān)系治理，關(guān)系治理實(shí)質(zhì)是一種協(xié)調(diào)機(jī)制，能夠促進(jìn)信息與資源共享[23]。

董事會(huì)非正式層級(jí)可通過關(guān)系治理發(fā)揮作用，具體關(guān)系規(guī)則可拆解為成員間的支持、團(tuán)結(jié)與共享，表現(xiàn)為高層級(jí)董事和低層級(jí)董事之間的雙向支持，既體現(xiàn)為低層級(jí)董事對(duì)高層級(jí)董事的配合，又體現(xiàn)為高層級(jí)董事對(duì)低層級(jí)董事好的提議“背書”[8]。因此，在董事會(huì)內(nèi)部形成的隱性互動(dòng)協(xié)調(diào)機(jī)制能夠促使成員在有限時(shí)間內(nèi)針對(duì)重要問題開展建設(shè)性對(duì)話，對(duì)董事會(huì)正式制度起補(bǔ)充作用，使董事會(huì)決策兼具民主與效率。同樣地，當(dāng)董事會(huì)內(nèi)部出現(xiàn)矛盾分歧時(shí)，清晰的非正式層級(jí)有利于高層級(jí)董事基于個(gè)人權(quán)威進(jìn)行協(xié)調(diào)整合，從而提高董事會(huì)運(yùn)行效率?；谛湃魏妥鹬亟⑵饋淼纳鐣?huì)關(guān)系有助于增進(jìn)團(tuán)結(jié)[24]，團(tuán)結(jié)產(chǎn)生于高層級(jí)和低層級(jí)董事雙向支持的正強(qiáng)化，有利于增強(qiáng)董事會(huì)凝聚力，使其更好地完成團(tuán)隊(duì)任務(wù)。高層級(jí)董事為維持自身聲望地位、回應(yīng)低位董事的期待、獲取更多認(rèn)同感，會(huì)付出更多努力履行職責(zé)，低層級(jí)董事通過提供更好的建議、信息和資源贏得尊重與信任。共享是指董事會(huì)內(nèi)部信息共享，董事會(huì)非正式層級(jí)有助于在董事會(huì)內(nèi)部建立順暢的溝通渠道，促進(jìn)董事間進(jìn)行信息交流和經(jīng)驗(yàn)共享。

綜上所述，根據(jù)關(guān)系契約理論，董事會(huì)非正式層級(jí)通過引入關(guān)系規(guī)則產(chǎn)生關(guān)系治理效應(yīng)，可以為董事會(huì)提供有序交流合作的隱性機(jī)制，提升董事會(huì)創(chuàng)新資源整合能力和溝通效率，從而提升董事會(huì)運(yùn)行效率。

2.2 研究假設(shè)

董事會(huì)是企業(yè)戰(zhàn)略決策機(jī)構(gòu)，既是企業(yè)創(chuàng)新的主導(dǎo)者和決策者，也是管理者責(zé)任履行的監(jiān)督者，企業(yè)創(chuàng)新決策必然受到董事會(huì)特征的影響，而非正式層級(jí)作為董事會(huì)特征會(huì)對(duì)企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)生影響。

(1)董事會(huì)非正式層級(jí)能夠提高董事會(huì)決策效率，從而提升企業(yè)創(chuàng)新水平。董事會(huì)進(jìn)行創(chuàng)新決策時(shí)，主要有兩個(gè)特征：一是決策內(nèi)容為企業(yè)重大問題，具有較強(qiáng)的專業(yè)性和復(fù)雜性，需要短時(shí)間內(nèi)作出有效決策；二是實(shí)行投票決議制度，沒有設(shè)置正式程序和規(guī)則指導(dǎo)其決策。因此，非正式層級(jí)對(duì)董事會(huì)創(chuàng)新決策效率的影響更加顯著。一方面，基于契約關(guān)系理論，董事會(huì)非正式層級(jí)通過引入關(guān)系治理對(duì)董事成員間的交流合作進(jìn)行協(xié)調(diào)與引導(dǎo)。He&Huang[1]研究發(fā)現(xiàn)，依托非正式層級(jí)建立起來的等級(jí)秩序能夠?yàn)槎聲?huì)內(nèi)部決策提供隱性程序和規(guī)則，如與誰交流、何時(shí)交流、如何交流等問題。這種基于信任與尊重建立起來的關(guān)系契約能夠避免矛盾與沖突內(nèi)耗，使群體內(nèi)部交流更加順暢，促使董事會(huì)在有限時(shí)間內(nèi)關(guān)注重要問題，作出較好的創(chuàng)新決策。另一方面，董事會(huì)非正式層級(jí)引入的關(guān)系契約能夠引發(fā)董事對(duì)聲譽(yù)的關(guān)注，高位董事為維護(hù)自身聲譽(yù)會(huì)更好地履職，將自身信息優(yōu)勢(shì)轉(zhuǎn)化為創(chuàng)新資源優(yōu)勢(shì)。社會(huì)資本豐富的高位董事能夠從社會(huì)關(guān)系網(wǎng)絡(luò)中接觸到更多創(chuàng)新信息與資源，擁有前沿創(chuàng)新認(rèn)知，進(jìn)而能夠作出正確的創(chuàng)新投資決策，降低創(chuàng)新失敗風(fēng)險(xiǎn)。根據(jù)關(guān)系契約理論，董事會(huì)非正式層級(jí)越清晰，關(guān)系規(guī)則發(fā)揮的作用越強(qiáng)，低層級(jí)董事給予高層級(jí)董事的支持就越多，進(jìn)一步為創(chuàng)新戰(zhàn)略實(shí)施提供保障。武立東等(2016)、陳仕華和張瑞彬[2]認(rèn)為，董事會(huì)非正式層級(jí)有利于建立起良好的溝通秩序，避免無效矛盾與紛爭(zhēng)，既有利于激勵(lì)高位者維持層級(jí)地位，又有利于引導(dǎo)低位者積極配合，從而提升內(nèi)部交流合作的有效性。綜上，董事會(huì)非正式層級(jí)保證董事會(huì)能夠就創(chuàng)新投資決策展開深入有效的探討，使得有價(jià)值的信息在董事會(huì)內(nèi)部有序流動(dòng)，提高董事會(huì)創(chuàng)新投資決策的有效性，降低創(chuàng)新不確定性風(fēng)險(xiǎn)，最終提升企業(yè)創(chuàng)新水平。

(2)董事會(huì)非正式層級(jí)能夠強(qiáng)化董事會(huì)對(duì)管理者責(zé)任的監(jiān)督效力，從而促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新。創(chuàng)新是一種投入高、期限長(zhǎng)、風(fēng)險(xiǎn)大的投資項(xiàng)目，根據(jù)委托代理理論，管理者存在短視行為，導(dǎo)致其具有較低的創(chuàng)新意愿，進(jìn)而抑制企業(yè)創(chuàng)新，損害企業(yè)價(jià)值。而通過董事會(huì)行使監(jiān)督職能可以緩解管理層第一類代理問題，是公司治理結(jié)構(gòu)中的核心制度安排。董事會(huì)非正式層級(jí)能夠強(qiáng)化董事會(huì)對(duì)管理者責(zé)任的監(jiān)督效力，促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新。根據(jù)關(guān)系契約理論，一方面，清晰的董事會(huì)非正式層級(jí)通過一系列關(guān)系規(guī)則促使信息在董事會(huì)內(nèi)部有效流動(dòng)，不僅可以督促董事會(huì)在有限時(shí)間內(nèi)作出有效的創(chuàng)新決策，而且通過降低信息溝通成本使董事會(huì)充分掌握管理者創(chuàng)新行為信息，從而提高董事會(huì)對(duì)管理者的監(jiān)督能力。另一方面，董事會(huì)非正式層級(jí)可以通過關(guān)系治理增強(qiáng)群體團(tuán)結(jié)和凝聚力，有助于提升董事會(huì)的獨(dú)立性，通過增加管理者與董事成員的合謀成本增強(qiáng)董事會(huì)監(jiān)督意愿。若董事會(huì)層級(jí)較為模糊，董事會(huì)內(nèi)部缺乏對(duì)成員間對(duì)抗與競(jìng)爭(zhēng)、矛盾與分歧的協(xié)調(diào)者，則既不利于董事成員間的相互制衡，也不利于團(tuán)隊(duì)凝聚力培育[25]，極易導(dǎo)致董事會(huì)被管理者“俘獲”與“控制”，喪失董事會(huì)獨(dú)立性，最終降低董事會(huì)監(jiān)督效力。綜上，董事會(huì)非正式層級(jí)能夠強(qiáng)化董事會(huì)對(duì)管理者的監(jiān)督作用，減少管理者自利行為，增強(qiáng)管理者創(chuàng)新意愿，督促其積極創(chuàng)新，從而提升企業(yè)創(chuàng)新水平。基于關(guān)系契約理論，構(gòu)建董事會(huì)非正式層級(jí)影響企業(yè)創(chuàng)新的理論模型如圖1所示。根據(jù)以上分析，提出以下假設(shè)：

圖1 董事會(huì)非正式層級(jí)與企業(yè)創(chuàng)新關(guān)系理論模型Fig.1 Theoretical model of the relationship between the board informal hierarchy and enterprise innovation

H1：董事會(huì)非正式層級(jí)越清晰，企業(yè)創(chuàng)新水平越高。

董事會(huì)非正式層級(jí)對(duì)企業(yè)創(chuàng)新水平的作用會(huì)受到股權(quán)結(jié)構(gòu)的影響。在公司治理結(jié)構(gòu)中，董事會(huì)成員由股東投票推選，代表全體股東的整體利益。當(dāng)股權(quán)結(jié)構(gòu)較分散時(shí)，董事成員的經(jīng)歷和認(rèn)知差異較大，所代表的利益群體不同，因觀點(diǎn)差異而產(chǎn)生內(nèi)部分歧和意見沖突的可能性提升。再加上，股權(quán)結(jié)構(gòu)分散，受大股東控制的影響較小，董事會(huì)獨(dú)立性較強(qiáng)，更有可能充分發(fā)表專業(yè)意見。根據(jù)關(guān)系契約理論，清晰的董事會(huì)非正式層級(jí)通過關(guān)系治理規(guī)則能夠有效整合董事會(huì)內(nèi)部意見，形成董事經(jīng)驗(yàn)與信息內(nèi)部分享機(jī)制，引導(dǎo)董事會(huì)有序交流，激發(fā)董事成員合作意愿，進(jìn)而提升決策參與度與董事會(huì)凝聚力，最終提升決策效率。因此，在股權(quán)較為分散時(shí)，董事會(huì)非正式層級(jí)對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的影響更顯著。當(dāng)股權(quán)較為集中時(shí)，大股東可以利用投票權(quán)安排更多代表其利益的董事，董事會(huì)決策很大程度上代表大股東的訴求，董事會(huì)獨(dú)立性受到干預(yù)，成為大股東的代言人。因此，在股權(quán)集中度較高的企業(yè)中，董事會(huì)受制于大股東，雖然可以減少董事會(huì)沖突和異議，但卻是通過抑制董事會(huì)多元化意見表達(dá)的負(fù)面結(jié)果。在上述情境中，董事會(huì)非正式層級(jí)難以發(fā)揮作用。綜上所述，股權(quán)集中度負(fù)向調(diào)節(jié)董事會(huì)非正式層級(jí)對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的影響?；谝陨戏治?，本文提出以下假設(shè)：

H2：當(dāng)股權(quán)集中度較高時(shí)，董事會(huì)非正式層級(jí)與企業(yè)創(chuàng)新水平的正相關(guān)關(guān)系會(huì)被削弱。

CEO是企業(yè)最高管理者，董事會(huì)非正式層級(jí)對(duì)企業(yè)創(chuàng)新水平的作用同樣會(huì)受到CEO所在層級(jí)的影響。當(dāng)CEO位居董事會(huì)非正式層級(jí)最高位時(shí)，很可能會(huì)從自身利益出發(fā)干預(yù)董事會(huì)決策，董事會(huì)被CEO所代表的管理層所“俘獲”，導(dǎo)致代理問題嚴(yán)重。此時(shí)，董事會(huì)很難有效發(fā)揮治理作用，董事會(huì)非正式層級(jí)對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的促進(jìn)作用會(huì)受到顯著限制。進(jìn)一步地，CEO處于非正式層級(jí)最高位時(shí)，代表CEO在董事會(huì)具有最高地位和權(quán)威，能夠在很大程度上通過非正式制度干預(yù)董事會(huì)決策，非正式層級(jí)的關(guān)系治理很難發(fā)揮作用，進(jìn)而影響董事會(huì)對(duì)CEO監(jiān)督職能的履行，非正式層級(jí)對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的影響被削弱。相反，當(dāng)CEO未處于非正式層級(jí)最高位時(shí)，董事會(huì)非正式層級(jí)可以正常發(fā)揮作用，能夠?qū)芾韺舆M(jìn)行有效監(jiān)督，抑制管理層在企業(yè)創(chuàng)新方面的代理問題，從而提升企業(yè)創(chuàng)新水平。綜上所述，CEO處于董事會(huì)非正式層級(jí)最高位時(shí)，能夠負(fù)向調(diào)節(jié)董事會(huì)非正式層級(jí)對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的正向影響?；谝陨戏治?，本文提出以下假設(shè)：

H3：CEO位于董事會(huì)非正式層級(jí)最高位時(shí)，董事會(huì)非正式層級(jí)與企業(yè)創(chuàng)新水平的正相關(guān)關(guān)系會(huì)被削弱。

3 研究設(shè)計(jì)

3.1 樣本選取與數(shù)據(jù)來源

本文以2008—2019年中國(guó)滬深A(yù)股上市公司為數(shù)據(jù)樣本，并對(duì)初始樣本進(jìn)行如下處理：①鑒于金融行業(yè)上市公司財(cái)務(wù)信息較為特殊，將金融業(yè)上市公司從樣本中剔除；②鑒于“特別處理”的公司財(cái)務(wù)狀況或其它狀況出現(xiàn)異常，剔除ST和*ST公司樣本；③刪除每個(gè)變量的缺失值；④為過濾掉異常值對(duì)研究結(jié)論的影響，對(duì)觀測(cè)值進(jìn)行上下1%的Winsorize處理。進(jìn)行以上處理后，得到20 799個(gè)觀測(cè)值。相關(guān)數(shù)據(jù)均來源于CSMAR、Wind、Resset數(shù)據(jù)庫(kù)及證券交易網(wǎng)站。

3.2 變量選取

(1)企業(yè)創(chuàng)新(INNO)。借鑒孟慶斌等(2019)的研究方法，選用專利申請(qǐng)數(shù)量(APPLY)和專利授權(quán)數(shù)量(GRANT)兩種指標(biāo)衡量企業(yè)創(chuàng)新水平。專利申請(qǐng)數(shù)量能夠準(zhǔn)確反映創(chuàng)新年份，而專利授權(quán)數(shù)量存在一定的滯后期。相比于專利申請(qǐng)數(shù)量，專利授權(quán)數(shù)量得到國(guó)家機(jī)構(gòu)權(quán)威認(rèn)證，更能準(zhǔn)確反映企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量，故本文同時(shí)選用上述兩種指標(biāo)。

(2)董事會(huì)非正式層級(jí)(GINI)。借鑒陳仕華等[2]的研究方法，采用基于董事成員相對(duì)地位確定的等級(jí)排序程度衡量非正式層級(jí)。首先，選擇以下3種基礎(chǔ)測(cè)量指標(biāo)：①董事成員兼職數(shù)量，對(duì)兼職數(shù)量進(jìn)行對(duì)數(shù)化處理；②董事成員政治關(guān)聯(lián)，具有中央政府政治關(guān)聯(lián)取值為2，地方政府政治關(guān)聯(lián)取值為1，其它取值為0；③董事成員媒體關(guān)注度，選取中國(guó)證券報(bào)、中國(guó)經(jīng)營(yíng)報(bào)、證券日?qǐng)?bào)、證券時(shí)報(bào)、經(jīng)濟(jì)觀察報(bào)和21世紀(jì)新聞報(bào)道等具有影響力的中國(guó)媒體，統(tǒng)計(jì)董事正面和負(fù)面報(bào)道數(shù)量并進(jìn)行對(duì)數(shù)化處理。其次，使用主成分分析法對(duì)以上3個(gè)基礎(chǔ)測(cè)量指標(biāo)進(jìn)行合成以獲得董事會(huì)地位指標(biāo)。最后，借鑒武立東等(2016)的研究方法，使用基尼系數(shù)測(cè)量董事會(huì)非正式層級(jí)，具體計(jì)算如模型(1)所示。

(1)

(3)控制變量。參照朱冰等(2018)的研究成果，選取公司規(guī)模、資產(chǎn)負(fù)債率、固定資產(chǎn)比例、總資產(chǎn)利潤(rùn)率、現(xiàn)金持有、高管薪酬、高管持股作為控制變量，同時(shí)控制行業(yè)和年度效應(yīng)。變量定義與說明見表1。

表1 變量定義與說明Tab.1 Variable definitions and description

3.3 模型設(shè)計(jì)

為驗(yàn)證H1，構(gòu)建以企業(yè)創(chuàng)新(INNO)為因變量，以董事會(huì)非正式層級(jí)(GINI)為自變量的線性回歸模型如下：

INNOi,t=α0+α1GINIi,t+∑Controls+∑IND+∑YEAR+εi,t

(2)

為驗(yàn)證H2，構(gòu)建股權(quán)集中度和董事會(huì)非正式層級(jí)交乘項(xiàng)(SHARE1×GINI)與企業(yè)創(chuàng)新(INNO)關(guān)系模型如下：

INNOi,t=α0+α1GINIi,t+α2SHARE1i,t+α3GINIi,t×SHARE1i,t+∑Controls+∑IND+∑YEAR+εi,t

(3)

為驗(yàn)證H3，構(gòu)建CEO層級(jí)高位和董事會(huì)非正式層級(jí)交乘項(xiàng)(CEOR×GINI)與企業(yè)創(chuàng)新(INNO)關(guān)系模型如下：

INNOi,t=α0+α1GINIi,t+α2CEORi,t+α3GINIi,t×CEORi,t+∑Controls+∑IND+∑YEAR+εi,t

(4)

其中，α0為常數(shù)項(xiàng)，α1-α3為回歸系數(shù)，Controls為控制變量，同表1中的控制變量，IND是行業(yè)虛擬變量，YEAR為年度虛擬變量，εi,t是誤差項(xiàng)，i代表企業(yè)，t代表年度。

4 實(shí)證結(jié)果分析

4.1 描述性統(tǒng)計(jì)

主要變量全樣本描述性統(tǒng)計(jì)如表2所示。申請(qǐng)專利數(shù)量和授權(quán)專利數(shù)量的均值分別為1.461、1.299，最小值均為0，最大值分別為6.028和5.805，說明上市公司間的創(chuàng)新水平存在差距。董事會(huì)非正式層級(jí)的最小值、最大值分別為0和0.546，均值、中位數(shù)分別為0.224和0.230，表明不同公司董事會(huì)非正式層級(jí)存在差異，但樣本不存在顯著偏移問題。第一大股東持股比例均值為34.967%，最小值為8.770%，最大值為74.960%。CEO層級(jí)高位均值為0.324，中位數(shù)為0，表明有32.4%的樣本公司CEO處于董事會(huì)非正式層級(jí)的最高位。其它變量值均在正常范圍內(nèi)。此外，變量相關(guān)性檢驗(yàn)系數(shù)均低于0.5，且VIF值均小于5，表明變量間不存在明顯多重共線性問題。

表2 描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果Tab.2 Descriptive statistics

4.2 回歸結(jié)果分析

為驗(yàn)證董事會(huì)非正式層級(jí)對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的影響，以及股權(quán)集中度、CEO層級(jí)高位對(duì)二者關(guān)系的調(diào)節(jié)作用，本文采用多元線性回歸法進(jìn)行回歸分析，結(jié)果如表3所示。

表3第(1)列是模型(2)的回歸結(jié)果。當(dāng)以專利申請(qǐng)數(shù)量(APPLY)作為創(chuàng)新水平代理變量時(shí)，非正式層級(jí)系數(shù)為0.232且在1%的置信水平顯著(P<0.01)，當(dāng)以專利授權(quán)數(shù)量(GRANT)衡量創(chuàng)新水平時(shí)，非正式層級(jí)系數(shù)為0.261并在1%的置信水平上顯著(P<0.01)，表明董事會(huì)非正式層級(jí)對(duì)企業(yè)創(chuàng)新具有正向影響。同時(shí)，說明董事會(huì)非正式層級(jí)清晰度越高，董事會(huì)運(yùn)行質(zhì)量越高，越能促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新決策效率提升，進(jìn)而對(duì)管理層產(chǎn)生有效監(jiān)督，從而有利于企業(yè)創(chuàng)新水平提升。由此，H1得到樣本數(shù)據(jù)支持。

表3 模型回歸結(jié)果Tab.3 Model regression results

表3第(2)列是對(duì)模型(3)的回歸結(jié)果。當(dāng)以專利申請(qǐng)數(shù)量(APPLY)作為創(chuàng)新水平代理變量時(shí)，股權(quán)集中度與董事會(huì)非正式層級(jí)交乘項(xiàng)(GINI×SHARE1)系數(shù)為-0.010，且在10%的水平上顯著為負(fù)(P<0.1)，當(dāng)以專利授權(quán)數(shù)量(GRANT)衡量創(chuàng)新水平時(shí)，交乘項(xiàng)(GINI×SHARE1)系數(shù)為-0.009，且在10%的水平上顯著為負(fù)(P<0.1)，表明股權(quán)集中度越高，非正式層級(jí)對(duì)企業(yè)創(chuàng)新水平的影響程度越低。結(jié)果說明，第一大股東持股比例越高，董事會(huì)非正式層級(jí)通過關(guān)系治理規(guī)則發(fā)揮的作用越小，其對(duì)董事決策效率的積極作用降低，對(duì)企業(yè)創(chuàng)新水平的促進(jìn)效應(yīng)削減，即股權(quán)集中度在董事會(huì)非正式層級(jí)對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的影響過程中起負(fù)向調(diào)節(jié)作用。由此，H2得到驗(yàn)證。

表3第(3)列是模型(4)的回歸結(jié)果。當(dāng)以專利申請(qǐng)數(shù)量(APPLY)作為創(chuàng)新水平代理變量時(shí)，CEO層級(jí)高位與董事會(huì)非正式層級(jí)交乘項(xiàng)(GINI×CEOR)系數(shù)為-0.469，且在1%的水平上顯著為負(fù)(P<0.01)，當(dāng)以專利授權(quán)數(shù)量(GRANT)衡量創(chuàng)新水平時(shí)，交乘項(xiàng)(GINI×CEOR)系數(shù)為-0.498，且在1%的水平上顯著為負(fù)(P<0.01)，表明CEO處于非正式層級(jí)最高位時(shí)，非正式層級(jí)與企業(yè)創(chuàng)新水平之間的敏感度變低。結(jié)果說明，當(dāng)CEO處于層級(jí)高位時(shí)，管理層通過非正式層級(jí)對(duì)董事會(huì)施加影響，不利于董事會(huì)發(fā)揮管理監(jiān)督職能，進(jìn)而抑制非正式層級(jí)對(duì)企業(yè)創(chuàng)新決策效率的提升作用，即CEO處于董事會(huì)非正式層級(jí)高位時(shí)，董事會(huì)非正式層級(jí)與企業(yè)創(chuàng)新水平的正相關(guān)關(guān)系被削弱。由此，H3得到驗(yàn)證。

4.3 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

4.3.1 傾向得分匹配(PSM)

為控制自我選擇導(dǎo)致的潛在內(nèi)生性問題，采用傾向得分匹配法(PSM)進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。首先，借鑒何瑛和馬添翼[12]的研究方法，以分行業(yè)分年度計(jì)算的董事會(huì)非正式層級(jí)(GINI)中位數(shù)為標(biāo)準(zhǔn)，分為董事會(huì)非正式層級(jí)清晰度高(處理組)和非正式層級(jí)清晰度低(控制組)組，采用1∶1無放回的最近鄰匹配方法對(duì)匹配后的樣本進(jìn)行回歸分析，回歸結(jié)果如下：當(dāng)以APPLY衡量企業(yè)創(chuàng)新水平時(shí)，董事會(huì)非正式層級(jí)(GINI)系數(shù)為0.247，T值為3.318，在1%的水平上顯著為正(P<0.01)；當(dāng)以GRANT衡量企業(yè)創(chuàng)新水平時(shí)，董事會(huì)非正式層級(jí)(GINI)的系數(shù)為0.262，T值為3.780，在1%的水平上顯著為正(P<0.01)。上述結(jié)果進(jìn)一步驗(yàn)證了本文研究結(jié)論。

4.3.2 更換董事會(huì)非正式層級(jí)代理變量

更換董事會(huì)非正式層級(jí)代理變量進(jìn)行重復(fù)檢驗(yàn)。由于獨(dú)立董事兼職具有特殊性，現(xiàn)將獨(dú)立董事納入董事會(huì)非正式層級(jí)指標(biāo)重新進(jìn)行回歸分析。主要回歸結(jié)果如下：當(dāng)以APPLY衡量企業(yè)創(chuàng)新水平時(shí)，董事會(huì)非正式層級(jí)(GINI)系數(shù)為0.094，T值為1.685，在10%的水平上顯著為正(P<0.1)；當(dāng)以GRANT衡量企業(yè)創(chuàng)新水平時(shí)，董事會(huì)非正式層級(jí)(GINI)系數(shù)為0.160，T值為3.095，在1%的水平上顯著為正(P<0.01)。上述結(jié)果表明，董事會(huì)非正式層級(jí)能夠促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新，進(jìn)一步支持本文研究結(jié)論。

4.3.3 更換企業(yè)創(chuàng)新代理變量

更換企業(yè)創(chuàng)新代理變量進(jìn)行重復(fù)檢驗(yàn)。將企業(yè)創(chuàng)新代理變量取滯后一期即(t+1)期，重新進(jìn)行回歸，主要回歸結(jié)果如下：當(dāng)以APPLY(t+1期)衡量企業(yè)創(chuàng)新水平時(shí)，董事會(huì)非正式層級(jí)(GINI)系數(shù)為0.388，T值為4.926，在1%的水平上顯著為正(P<0.01)，當(dāng)以GRANT(t+1期)衡量企業(yè)創(chuàng)新水平時(shí)，董事會(huì)非正式層級(jí)(GINI)系數(shù)為0.325，T值為4.348，在1%的水平上顯著為正(P<0.01)。上述結(jié)果表明，董事會(huì)非正式層級(jí)對(duì)企業(yè)創(chuàng)新水平具有促進(jìn)作用，進(jìn)一步支持本文研究結(jié)論。

以上檢驗(yàn)結(jié)果表明，本文結(jié)論具有穩(wěn)健性。

5 進(jìn)一步分析

5.1 機(jī)制檢驗(yàn)

從企業(yè)所處環(huán)境角度看，環(huán)境不確定性是影響企業(yè)創(chuàng)新的關(guān)鍵因素。大量研究均證實(shí)了這一點(diǎn)，環(huán)境不確定性會(huì)加大企業(yè)創(chuàng)新風(fēng)險(xiǎn)，抑制研發(fā)創(chuàng)新[26]。創(chuàng)新是高風(fēng)險(xiǎn)的資源配置項(xiàng)目，當(dāng)所處經(jīng)營(yíng)環(huán)境不確定性較高時(shí)，創(chuàng)新風(fēng)險(xiǎn)加大，不利于企業(yè)創(chuàng)新投入。根據(jù)資源依賴?yán)碚?，董事?huì)是將企業(yè)外界環(huán)境依賴和資源獲取成本最小化的機(jī)制安排。董事會(huì)可以通過提供稀缺資源獲取渠道、優(yōu)質(zhì)信息來源通道降低環(huán)境不確定性，從而使企業(yè)在復(fù)雜多變的經(jīng)營(yíng)環(huán)境中獲益。

根據(jù)關(guān)系契約理論，清晰的董事會(huì)非正式層級(jí)能夠提高董事會(huì)決策效率，位于高層級(jí)的董事能夠接觸到更多資源和訊息，并通過非正式層級(jí)形成的協(xié)調(diào)機(jī)制在董事會(huì)內(nèi)部有序共享，促進(jìn)資源整合，提高董事會(huì)復(fù)雜局面應(yīng)對(duì)能力，降低企業(yè)經(jīng)營(yíng)環(huán)境風(fēng)險(xiǎn)和不確定性。當(dāng)企業(yè)不確定性風(fēng)險(xiǎn)降低時(shí)，其創(chuàng)新意愿增強(qiáng)，創(chuàng)新失敗風(fēng)險(xiǎn)降低，從而促進(jìn)其創(chuàng)新水平提升。因此，本文認(rèn)為，董事會(huì)非正式層級(jí)可以通過降低環(huán)境不確定性提升創(chuàng)新水平，即通過信息資源整合機(jī)制影響企業(yè)創(chuàng)新。

為對(duì)該機(jī)制進(jìn)行驗(yàn)證，借鑒申慧慧[27]的研究方法，本文通過構(gòu)建以下模型計(jì)算環(huán)境不確定性：

Sale=β0+β1Year+ε

(5)

其中，Sale為銷售收入，Year是年份。利用以上模型計(jì)算出正常銷售收入，以模型殘差衡量非正常銷售收入，采用過去5年非正常銷售收入的標(biāo)準(zhǔn)差除以年銷售額的均值即為環(huán)境不確定性(EU)。

借鑒溫忠麟(2004)的中介效應(yīng)模型，將環(huán)境不確定性(EU)代入進(jìn)行中介檢驗(yàn)，結(jié)果如表4所示。第(2)列中非正式層級(jí)系數(shù)為-0.007，且在1%的水平上顯著(P<0.01)，說明董事會(huì)非正式層級(jí)能夠顯著降低企業(yè)環(huán)境不確定性；第(3)列中，環(huán)境不確定性系數(shù)在1%的水平上顯著(P<0.01)，分別為-4.054和-3.672，說明環(huán)境不確定性能夠降低企業(yè)創(chuàng)新水平，而非正式層級(jí)系數(shù)仍然顯著為正但小于第(1)列中的系數(shù)，表明環(huán)境不確定性在董事會(huì)非正式層級(jí)對(duì)企業(yè)創(chuàng)新水平的影響過程中發(fā)揮部分中介效應(yīng)，實(shí)證結(jié)果驗(yàn)證了該路徑的存在。

表4 環(huán)境不確定性機(jī)制檢驗(yàn)結(jié)果Tab.4 Environmental uncertainty mechanism test results

從委托代理理論角度看，企業(yè)創(chuàng)新水平主要受管理層短視的代理問題影響。創(chuàng)新是一項(xiàng)高風(fēng)險(xiǎn)的長(zhǎng)期項(xiàng)目，管理層短視不利于企業(yè)創(chuàng)新。根據(jù)關(guān)系契約理論，清晰的董事會(huì)非正式層級(jí)能夠提升董事會(huì)的團(tuán)結(jié)程度和凝聚力水平，進(jìn)而提高董事會(huì)的獨(dú)立性以及對(duì)管理者責(zé)任的監(jiān)督效力，緩解管理層代理沖突，減少管理層短視。因此，本文認(rèn)為，董事會(huì)非正式層級(jí)通過減少管理層短視提升創(chuàng)新水平，即通過管理者監(jiān)督機(jī)制影響企業(yè)創(chuàng)新。

為驗(yàn)證該機(jī)制的存在性，借鑒虞義華等[28]的研究，選取股票換手率作為管理層短視(MM)的代理變量，采用中介效應(yīng)模型進(jìn)行檢驗(yàn)。首先，驗(yàn)證非正式層級(jí)對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的影響，如表5第(1)列所示；其次，驗(yàn)證非正式層級(jí)對(duì)管理層短視的影響，如第(2)列所示；最后，驗(yàn)證非正式層級(jí)與管理層短視對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的影響，如第(3)列所示。

在表5第(2)列中，董事會(huì)非正式層級(jí)系數(shù)在1%的水平上(P<0.01)顯著，為-0.510，表明非正式層級(jí)能夠減少管理層短視；在第(3)列中，管理層短視系數(shù)分別為-0.032和-0.029，在1%的水平上(P<0.01)顯著，表明管理層短視會(huì)顯著降低企業(yè)創(chuàng)新水平，而董事會(huì)非正式層級(jí)系數(shù)仍顯著為正，但相比于第(1)列均有所降低，表明管理層短視在董事會(huì)非正式層級(jí)對(duì)企業(yè)創(chuàng)新水平的影響過程中發(fā)揮部分中介效應(yīng)，驗(yàn)證了該路徑的存在。

表5 管理層短視機(jī)制檢驗(yàn)結(jié)果Tab.5 Management myopia mechanism test results

5.2 董事會(huì)非正式層級(jí)與企業(yè)創(chuàng)新類型

為更加詳細(xì)地考察董事會(huì)非正式層級(jí)對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的影響，本文將企業(yè)創(chuàng)新劃分為策略性創(chuàng)新和實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新，參考黎文靖和鄭曼妮[29]的研究成果，將實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新定義為有發(fā)明專利申請(qǐng)或授予，將策略性創(chuàng)新定義為有外觀設(shè)計(jì)和實(shí)用新型專利申請(qǐng)或授予。為考察董事會(huì)非正式層級(jí)對(duì)上述兩種創(chuàng)新類型的影響，構(gòu)建以下Probit模型：

Probit[P(INNO_Di,t=1)]=α0+α1GINIi,t+∑Controls+∑IND+∑YEAR+εi,t

(6)

其中，INNO_D表示策略性創(chuàng)新與實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新的虛擬變量。策略性創(chuàng)新的虛擬變量分別采用是否有外觀設(shè)計(jì)和實(shí)用新型專利申請(qǐng)(UD_APPLY)或授權(quán)(UD_GRANT)表示，有則取值為1，無則取值為0；實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新的虛擬變量分別采用是否有發(fā)明專利申請(qǐng)(I_APPLY)或授權(quán)(I_GRANT)表示，有則取值為1，無則取值為0。

對(duì)Probit模型進(jìn)行回歸，結(jié)果如表6所示。表6第(1)列是對(duì)企業(yè)策略性創(chuàng)新的Probit回歸結(jié)果，董事會(huì)非正式層級(jí)(GINI)回歸系數(shù)分別為0.046和0.123，且未通過顯著性水平檢驗(yàn)。表6第(2)列是對(duì)企業(yè)實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新的Probit回歸結(jié)果，董事會(huì)非正式層級(jí)(GINI)回歸系數(shù)分別為0.152和0.214，分別在10%(P<0.1)和1%(P<0.01)的水平上顯著?；貧w結(jié)果說明，相比于策略性創(chuàng)新，董事會(huì)非正式層級(jí)能夠顯著提升企業(yè)實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新概率，進(jìn)一步為本研究假設(shè)提供經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。

5.3 董事會(huì)非正式層級(jí)與企業(yè)價(jià)值

清晰的董事會(huì)非正式層級(jí)能夠提升董事會(huì)決策效率和監(jiān)督效力，從而顯著提升企業(yè)創(chuàng)新水平。較高的企業(yè)創(chuàng)新水平能夠幫助企業(yè)在激烈的競(jìng)爭(zhēng)中贏得主動(dòng)權(quán)，獲取競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)，最終提升企業(yè)價(jià)值。因此，本文就董事會(huì)非正式層級(jí)對(duì)企業(yè)價(jià)值的影響進(jìn)行檢驗(yàn)。借鑒邵帥和呂長(zhǎng)江(2019)的研究成果，采用托賓Q比率(股權(quán)市場(chǎng)價(jià)值與負(fù)債賬面價(jià)值之和除以總資產(chǎn)賬面價(jià)值，TBQ)衡量企業(yè)價(jià)值，運(yùn)用多元線性回歸模型進(jìn)行回歸分析，結(jié)果如表6第(3)列所示。董事會(huì)非正式層級(jí)系數(shù)在1%的顯著性水平上(P<0.01)為正，說明董事會(huì)非正式層級(jí)能夠顯著提升企業(yè)價(jià)值。

表6 董事會(huì)非正式層級(jí)與企業(yè)創(chuàng)新類型、企業(yè)價(jià)值Tab.6 Board informal hierarchy and the types of enterprise innovation and enterprise value

6 結(jié)語(yǔ)

6.1 研究結(jié)論

本文基于2008—2019年滬深A(yù)股上市公司全樣本數(shù)據(jù)，實(shí)證研究董事會(huì)非正式層級(jí)與企業(yè)創(chuàng)新水平的關(guān)系?，F(xiàn)有研究大多基于董事會(huì)中觀層面展開，較少探討董事成員之間基于聲望地位產(chǎn)生的關(guān)系治理因素對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的影響。本文以關(guān)系契約理論為基礎(chǔ)，系統(tǒng)考察董事會(huì)非正式層級(jí)對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的影響與作用機(jī)制，得到以下結(jié)論：

(1)董事會(huì)非正式層級(jí)可以提升企業(yè)創(chuàng)新水平。企業(yè)創(chuàng)新決策受董事會(huì)內(nèi)部運(yùn)作機(jī)制的影響，非正式層級(jí)可以為董事會(huì)信息交流提供隱性秩序，降低信息溝通成本，有利于整合董事會(huì)內(nèi)部資源，提升董事會(huì)運(yùn)行質(zhì)量，使其更好地進(jìn)行創(chuàng)新決策并加強(qiáng)對(duì)管理層的監(jiān)督，降低管理層在創(chuàng)新中的代理沖突水平，從而對(duì)企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)生正向影響。

(2)股權(quán)集中度、CEO位于非正式層級(jí)最高位對(duì)二者關(guān)系起負(fù)向調(diào)節(jié)作用。當(dāng)股權(quán)集中度較高時(shí)，董事會(huì)內(nèi)部多元化意見減少，非正式層級(jí)作為差異整合機(jī)制，對(duì)創(chuàng)新決策的作用有限。當(dāng)CEO位于層級(jí)最高位時(shí)，董事會(huì)對(duì)管理層的監(jiān)督效力減弱，管理層代理問題凸顯，董事會(huì)非正式層級(jí)對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的促進(jìn)效應(yīng)減弱。

(3)董事會(huì)非正式層級(jí)通過降低企業(yè)環(huán)境不確定性和抑制管理層短視兩條路徑提升企業(yè)創(chuàng)新水平。一方面，創(chuàng)新作為高風(fēng)險(xiǎn)投資，當(dāng)企業(yè)面臨較高的環(huán)境不確定性時(shí)，創(chuàng)新意愿和創(chuàng)新能力降低，董事會(huì)非正式層級(jí)通過溝通交流可以有效掌握更多決策信息，降低企業(yè)環(huán)境不確定性，從而提升創(chuàng)新水平。另一方面，管理層短視的代理問題會(huì)削弱企業(yè)創(chuàng)新意愿，非正式層級(jí)可以增強(qiáng)董事會(huì)對(duì)管理者責(zé)任的監(jiān)督效力，抑制管理層短視，從而促進(jìn)創(chuàng)新。

(4)相比于策略性創(chuàng)新，董事會(huì)非正式層級(jí)可以顯著提升企業(yè)實(shí)質(zhì)性創(chuàng)新實(shí)施概率，進(jìn)一步說明董事會(huì)非正式層級(jí)能夠提升企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量。董事會(huì)非正式層級(jí)通過企業(yè)創(chuàng)新的促進(jìn)效應(yīng)顯著增加企業(yè)價(jià)值。

6.2 研究啟示

(1)正確認(rèn)識(shí)董事會(huì)非正式層級(jí)在董事會(huì)運(yùn)行過程中的作用。引入關(guān)系治理機(jī)制，為董事會(huì)內(nèi)部交流與合作提供隱性秩序，為董事會(huì)正常運(yùn)行提供支持。應(yīng)正視董事會(huì)群體中的非正式層級(jí)，重視非正式層級(jí)對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的潛在影響。企業(yè)在董事會(huì)內(nèi)部可引入影響力大的董事，培育個(gè)人地位與權(quán)威具有差異化的董事會(huì)團(tuán)隊(duì)，在董事會(huì)內(nèi)部形成非正式層級(jí)，提升董事會(huì)決策效率和治理效力，從而促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新。

(2)關(guān)注董事會(huì)非正式層級(jí)的微觀結(jié)構(gòu)，構(gòu)建合理的董事會(huì)非正式層級(jí)。非正式層級(jí)的微觀結(jié)構(gòu)會(huì)影響非正式層級(jí)作用的發(fā)揮，本研究發(fā)現(xiàn)，當(dāng)CEO處于董事會(huì)非正式層級(jí)最高位時(shí)，會(huì)給企業(yè)創(chuàng)新帶來不利影響，難以有效抑制管理層的代理問題。因此，為盡可能發(fā)揮董事會(huì)非正式層級(jí)對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的正向影響，應(yīng)優(yōu)化非正式層級(jí)微觀結(jié)構(gòu)，構(gòu)建合理的董事會(huì)非正式層級(jí)。

(3)合理運(yùn)用董事會(huì)非正式層級(jí)抑制管理層短視與環(huán)境不確定性對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的負(fù)面影響。當(dāng)管理層短視的代理沖突較為嚴(yán)重且所處環(huán)境不確定性的水平較高時(shí)，企業(yè)創(chuàng)新意愿和創(chuàng)新能力降低，為緩解管理層短視和環(huán)境不確定性的負(fù)面影響，企業(yè)可以通過引入社會(huì)資本豐富的高聲望董事，適當(dāng)提升董事會(huì)非正式層級(jí)清晰度，利用董事會(huì)非正式制度帶來的治理效力和決策優(yōu)勢(shì)取得更高的創(chuàng)新水平，從而提升企業(yè)價(jià)值。