开放科学(资源服务)标识码(OSID)：
On the one hand, the alumni relation is a social relationship based on academic relationships and has certain cultural specificities, because each university has its own unique culture and historical precipitation, on the other hand, school choice is a subjective choice and has the same educational background, alumni have similar cultural literacy and values, as well as rich professional knowledge. The alumni relationship can better meet the requirements of innovative activities, which is different from the fellow villager relationship and colleague relationship. In capital market, alumni relations have gradually condensed into various alumni circles, which have a huge impact on capital operations. At the same time, the chairman of corporation and the CEO are both the main body of corporate governance, and the social relationship between the two may affect the company's investment in innovation. In view of this, this paper studies the influence of the chairman-general manager alumni relation on the company's innovation investment in order to put forward valuable suggestions.
Taking the A-share listed companies in Shanghai and Shenzhen stock markets from 2012 to 2017 as samples, this paper uses the fixed effect model and selects possible factors from corporate finance, corporate governance and CEO personal characteristics as control variables to explore the impact of the chairman CEO alumni relationship on enterprise innovation investment. The results show that:
(1)Chairman-CEO alumni relation can significantly promote corporate innovation investment, means the social relationships of managers are playing increasingly important roles in the development of the company. They can restrain the behavior of the chairman and CEO through reputation and social capital, and play part of the corporate governance role. Under the current corporate governance framework, the principal-agent problem has become a constraint to the increase in the company's investment in innovation. If the chairman and general manager have an alumni relation, the above problems can be alleviated to a certain extent.
(2) Stronger internal control can significantly strengthen the positive impact between chairman-CEO alumni relation and corporate innovation investment, and more institutional investor shareholding can significantly strengthen the positive impact between chairman-CEO alumni relation and corporate innovation investment, which means companies can suppress the negative impact of the alumni relation by strengthening the company's internal governance mechanisms and improving the company's internal and external governance through market supervision.
(3)The positive impact between chairman-CEO alumni relation and corporate innovation investment will be different due to the heterogeneity of ownership and industry, which is stronger in non-state-owned enterprises and high-tech corporations, but the heterogeneity of regional marketization degree doesn't show a significant difference.
This paper takes chairman-CEO alumni relation and corporate innovation investment as the research objects, enriching the research on the relationship between this two aspects in particular field. Different from previous literature, this paper innovatively proves that informal relations and social capital have an important influence on individual decision-making, and extends relevant research. The empirical analysis supports the conclusion of the paper and strengthens the empirical research foundation of social capital theory. The research results also have instructive significance for the entrepreneurial activities. Corporations don't have to deliberately avoid this relationship when selecting managers, instead, corporations can use alumni status to enhance top managers' cultural identity and finally obtain more social resources. At the same time, corporations still need to establish and improve theirs' internal control system and improve the external supervision and restraint mechanisms to reduce the adverse effects of alumni relations.
开放科学(资源服务)标识码(OSID)：
在知识经济时代，由传统生产要素支撑的经济发展模式逐渐陷入发展瓶颈，新知识和技术开发在公司生存发展过程中扮演越来越重要的角色。公司通过创新活动获取新知识和技术，开发独特的产品和服务，进而取得竞争优势，提高市场份额，从而促进经营绩效提升。有关创新激励的研究大多从客观因素展开，例如，李峰和王亚星[1]指出，政府补贴能够刺激既有生产率高于创新门槛生产率的企业进一步研发创新；陈闯和刘天宇[2]发现，创始人担任CEO会抑制公司创新投入，但管理层持股均匀程度会抑制上述负向影响；李文贵和余明桂[3]、钟熙等[4]发现，股权结构会显著影响公司创新，其中，民营企业较国有企业更具创新性，且外资持股有助于提高公司创新水平；鞠晓生等[5]指出，营运资本及融资约束能显著提高公司创新可持续性；Barker & Mueller[6]指出，管理者教育背景、年龄等个人特质对公司创新水平具有显著影响。
尽管多数文献对公司创新水平进行深入分析，但均基于经济人假设展开，忽略了个体主观因素。管理者作为有情感、有理智、有社交需要的社会人，会被各种心理因素影响[7-8]。从社会人视角出发，个体社会关系成为决策进程的重要影响因素。从已有文献看，管理者社会关系对公司资源获取、投资效率[9-10]、违规行为[11-12]等具有重要影响，进一步证实，管理者在制定生产经营决策时会受社会关系因素影响。数千年的文化传承让国人非常看重各种关系，受圈子文化影响，管理者更可能作出各种非理性创新投入决策。
一方面，校友关系是以学缘为基础的社会关系，具有一定文化特殊性，因为每所大学都具有自身独特的文化和历史沉淀；另一方面，择校作为主观意愿选择，拥有相同教育背景的校友具备相似的文化素养和价值观，以及丰富的专业知识。校友关系特点能够更好地契合创新活动要求，这是区别于老乡关系、同事关系的特征。在资本市场上，校友关系逐渐凝结成各种校友圈子，在资本运作中产生巨大影响。同时，董事长和总经理均是公司治理主体，二者社会关系可能会影响公司创新投入。鉴于此，本文就董事长—总经理校友关系对公司创新投入的影响进行研究，以期提出有价值的建议。
本文可能的边际贡献如下：证实董事长—总经理校友关系能够促进公司创新投入，以此证明非正式关系、社会资本对个体决策具有重要影响，丰富相关研究；通过引入公司内部控制和机构投资者持股两个调节变量，证实公司内外部治理水平能够正向调节董事长—总经理校友关系对公司创新投入的促进作用，揭示其中相关作用机制；对产权性质、行业性质、地区市场化程度等维度进行异质性检验，实证结果发现，董事长—总经理校友关系对公司创新投入的促进作用在非国有企业、高科技公司中更显著，而地区市场化程度差异对上述作用的影响并未表现出显著不同，拓宽了研究结论适用范围。
在公司治理过程中，由于委托人与代理人间存在信息不对称性，公司经理人拥有较大的决策自主权，公司股东难以监控经理人行为。因此，监管缺位为公司经理人利己行为提供了土壤。创新是一项高风险且投资周期长的活动，会对公司短期财务状况产生一定负面影响。经理人因任期限制可能无法享受创新带来的红利，“前人栽树，后人乘凉”导致公司创新投入容易受委托代理问题的负向影响。
社会资本理论认为，具有社会关系的个体兼具利己和利他双重动机。一方面，个体能够从社会关系中获取经济回报、政治回报和社会回报[13]；另一方面，维持群体内部关系和谐、满足群体期望并赢得群体信任成为个体追求目标，这种属性决定了个体利他主义倾向。因此，个体在决策时往往需要考虑社会关系的影响。这种心理效用可以促使社会关系网络中的个体建立认同和信任关系，遵循群体共同认可的价值观和行为准则。因此，董事长—总经理校友关系能够通过以下方式增加公司创新投入：第一，校友能够约束总经理行为，因为如果总经理未能遵循群体认同的准则和规范，破坏群体内部和谐，则可能面临其他成员的指责，损失相应的社会资源甚至被逐出群体，导致总经理机会主义成本提高；第二，出于维护自身声誉及群体关系和谐的考虑，总经理需要通过自身行为在校友内部塑造良好形象，即使处在集体利益与个人利益有冲突的情境下，总经理也有出让部分自身利益的动机；第三，董事长和总经理共同求学的经历塑造了双方相似的价值观，对校友的肯定和认同代表对自身的肯定和认同，双方信任加深，从而产生互利互惠效应。一方面，总经理不必拘泥于财务报表数据而在决策中畏首畏尾，能够更好地为公司服务；另一方面，董事长会更信任总经理的创新投入决策，大力促进决策落实，从而营造良好的公司氛围[14-16]。综上所述，董事长—总经理校友关系能够通过声誉约束和加深互信缓解代理问题，提高公司创新投入。此外，校友关系意味着双方具有良好的教育背景，能够深刻意识到创新对公司价值提升的重要性，更有可能在增加公司创新投入上达成共识。
不可否认的是，群体内成员可能存在互相包庇的现象，进而损害公司价值。董事长、总经理双方的人情和面子在决策中成为不可忽视的因素。一方面，董事长在履行监督职责时可能给予关系好的总经理更多便利，更加容忍总经理的偏误，甚至与其一同损害公司利益，因而对总经理实际能力评价会有失客观和公正；另一方面，即使总经理实际表现低于预期，董事长也可能碍于面子给予其更高的薪酬和更长的任期，而后者会导致总经理没有动力改善自身行为，形成恶性循环，最终导致公司内部治理效率降低。公司内部治理效率下降会加重代理问题，使总经理没有动力提高创新投入。此外，从总经理角度看，公司创新投入决策失败势必会影响其与董事长的关系，为避免这种结果，总经理往往倾向于选择保守的公司创新投入决策。
在上述两种不同机制的影响下，董事长—总经理校友关系对公司创新投入的最终影响并不明确。因此，本文提出如假设：
H1a：董事长—总经理校友关系会促进公司创新投入；
H1b：董事长—总经理校友关系会抑制公司创新投入。
如上文所述，董事长—总经理校友关系可能存在两种对立的影响，但其负向影响主要是由公司治理水平较低及信息不透明所致，缺乏有效监管体系，为董事长和总经理之间可能的腐败行为提供了土壤。公司治理理论认为，公司治理通常沿着内部和外部两条路径展开：一是依据内部治理结构设计一套相互制衡机制并以此找到最优内部治理结构；二是通过外部治理引入来自资本市场、政府等方面的监督，从而约束公司经理人行为[17-18]。因此，本文尝试验证提高公司内外部控制水平能否强化董事长—总经理校友关系对公司创新投入的正向影响。
(1)公司内部控制的调节效应。公司内部控制可以弥补契约的不完备性，降低信息不对称水平，使其他利益相关者有效了解公司内部经营情况[19-20]，从而缓解代理问题[21]。
本文认为，公司内部控制水平能够通过以下方面对董事长—总经理校友关系施加影响：第一，高质量内部控制意味着公司内部建立了一套权威、公正的规章制度，能够促进内部信息共享、提升公司内部信息沟通的及时性和流畅性，让部门间的相互制约取代个体间的默契，进而抑制董事长对总经理的包庇行为，可以有效防止总经理机会主义行为；第二，公司内部控制可以提高公司信息透明度，让公司外部利益相关者能够通过其它渠道了解公司内部经营情况，提高董事长和总经理包庇、隐瞒坏消息的难度；第三，高质量内部控制意味着更完善的内部治理体系，可以提升不当行为被揭发的概率，让公司外部校友更容易知晓董事长和总经理的不当行为，进一步提高董事长和总经理采取不当行为的风险。
因此，本文认为，高质量内部控制能够约束董事长和总经理的行为，强化内外部信息沟通，避免信息失真，让董事长和总经理的不当行为承受更大的社会资源损失风险。就此而言，公司内部控制水平越高，董事长—总经理校友关系越能促进公司创新投入。基于上述分析，本文提出如下假设：
H2：公司内部控制水平越高，董事长—总经理校友关系越能促进公司创新投入。
(2)机构投资者持股的调节效应。随着国内机构投资者规模不断壮大，机构投资者占有公司的股权比例逐渐提高，机构投资者在公司治理中发挥的作用愈发重要。相较于个人投资者而言，机构投资者具有资金雄厚、信息搜集与分析能力强[22]等特点。资金雄厚意味着机构投资者持股比例较高，很难在不引起股价大跌的情况下快速抛售股票，从保障收益角度而言，机构投资者更有动力发挥监督作用[23]。信息搜集与分析能力强意味着机构投资者能够对公司相关信息进行全面搜集、鉴别和分析，并通过调研报告等形式将信息传递到资本市场，让机构投资者有效发挥监督作用。
本文认为，机构投资者持股能够通过以下方面对董事长—总经理校友关系施加影响：第一，机构投资者从保障收益角度出发，会更详细、更频繁地对公司进行调研，凭借自身专业信息搜集和分析能力，挖掘和解读公司运营信息。公司管理层需要在面对众多专业投资者质询时提供相关内部信息，加大管理层隐瞒负面消息的难度，从而提升董事长和总经理机会主义成本；第二，机构投资者能够利用所有权优势向公司管理层施加压力[24]，以此抑制董事长和总经理的不当行为；第三，机构投资者通过调研报告将信息传递给外界并将上述信息反映在股价上，提高股价信息含量，让董事长和总经理赢得社会声誉，进一步刺激该公司加大创新投入。上述信息传递机制能够让公司外部校友更容易知晓董事长和总经理的不当行为。
因此，机构投资者持股既能够提高市场对公司的关注度，以发布调研报告的形式提升公司信息透明度，又能够利用手中的所有权优势向管理层施压，让董事长和总经理的不当行为承受更大的社会资源损失风险，通过股价形成正反馈机制促进公司创新投入。就此而言，机构投资者持股比例越高，董事长—总经理校友关系越能促进公司创新投入。基于上述分析，本文提出如下假设：
H3：机构投资者持股比例越高，董事长—总经理校友关系越能促进公司创新投入。
本文选取2012-2017年中国沪深两市A股上市公司作为研究样本，按照以下步骤对样本进行筛选：①剔除样本区间内终止上市的公司；②剔除金融和保险业公司；③剔除观测区间内被ST或*ST处理的公司；④剔除董事长与总经理两职合一的公司；⑤出于对董事会换届时长和次数的考虑，同时考虑到较短的上市时间可能会影响研究结论的严谨性，剔除2012年后上市公司；⑥剔除相关变量存在缺失值公司。经过上述筛选处理，本文最终获得831家公司，共3 692个公司年度观测值。
本文中公司财务、董事会人数、高管团队持股、机构投资者持股、总经理年龄和薪酬等数据均来源于国泰安数据库(CSMAR)，公司内部控制数据来源于迪博数据库(DIB)。由于董事长与总经理毕业院校信息并非年报必须披露项，因而该数据在数据库中存在大量缺漏值。为此，本文直接从国泰安数据库(CSMAR)中获取已收录在库的董事长与总经理毕业院校数据，通过手动收集方式补齐缺漏值，具体方法如下：①使用Python软件爬取新浪财经上董事长及总经理个人简历并进行关键字匹配；②对于缺漏值，在天眼查及公司年报中查询；③以“公司名称+董事长/总经理名称+‘校友/大学/学院’字段”在搜索引擎中查询校友新闻。
(1)被解释变量：公司创新投入(RDInput)。公司创新投入取自上市公司报表中的企业研发支出数据，为避免企业间规模差异的影响，对该变量取企业研发支出与总资产的比值进行衡量。
(2)解释变量：董事长—总经理校友关系(Relations)。董事长—总经理校友关系为虚拟变量，若董事长和总经理之间存在校友关系，则取值为1，否则为0。若满足以下任意一条标准，则认为董事长和总经理之间具有校友关系：①双方在同一时期或不同时期就读过同一所高校；②一方曾经在某高校就读，而另一方曾经在此高校任职而未在此高校就读；③双方都曾经在一所高校就读，但最终所获学位不同。
(3)调节变量。公司内部控制(IC)：采用迪博数据库(DIB)发布的内部控制指数衡量。为避免极端值的影响，本文对内部控制指数取自然对数进行处理。
机构投资者持股(IO)：包括基金(含社保基金)管理公司、合格境外投资者、证券公司、保险公司、信托公司、财务公司、银行及非金融类上市公司。本文以上述机构投资者的持股比例之和作为机构投资者持股变量测度指标。
(4)控制变量。参考申宇等[14]、赵文庆等[16]的研究成果，控制如下潜在影响因素：①公司财务层面：固定资产占比(FixAssets)、留存现金(Cash)、资产负债比(Lev)、资产收益率(ROA)；②公司治理层面：董事会人数(Board)、独立董事比例(INDR)、高管持股数量(Stock)；③总经理个人特征层面：总经理年龄(Age)、总经理薪酬(Salary)。为避免极端值的影响，本文对留存现金(Cash)及总经理薪酬(Salary)取自然对数进行处理。另外，由于公司创新投入水平因时间不同而有所差异，本文在模型中加入年度虚拟变量(Year)。本文所涉及变量如表1所示。
表1 变量说明
Tab.1 Definitions of the research variables
变量性质变量名称变量代码变量测量被解释变量公司创新投入RDInput企业研发支出与总资产的比值解释变量董事长—总经理校友关系Relations董事长和总经理为校友时取1,否则取0调节变量公司内部控制IC迪博数据库(DIB)中的内部控制指数取自然对数机构投资者持股IO各机构投资者的持股比例之和控制变量固定资产占比FixAssets固定资产与总资产的比值留存现金Cash公司留存现金取自然对数资产负债比Lev负债总额与总资产的比值资产收益率ROA税后净利润与总资产的比值董事会人数Board公司董事会的人数独立董事比例INDR独立董事人数与董事会人数的比值高管持股数量Stock高级管理人员的持股总数总经理年龄Age总经理年龄总经理薪酬Salary总经理薪酬取自然对数年度虚拟变量Year2012—2017年,生成6个年度虚拟变量
为验证董事长—总经理校友关系对公司创新投入的影响，构建模型(1)。
RDInputi,t=a0+a1Relationsi,t+a2Controlsi,t+a3Year+ei,t
(1)
为验证公司内部控制的调节作用，构建模型(2)。
RDInputi,t=β0+β1Relationsi,t+β2ICi,t+β3ICi,tRelationsi,t+β4Controlsi,t+β5Year+φi,t
(2)
为验证机构投资者持股的调节作用，构建模型(3)。
RDInputi,t=λ0+λ1Relationsi,t+λ2IOi,t+λ3IOi,tRelationsi,t+λ4Controlsi,t+λ5Year+σi,t
(3)
其中，RDInput表示公司创新投入，Relations表示董事长—总经理校友关系，IC表示公司内部控制，IO表示机构投资者持股，Controls代表模型的控制变量，Year代表年度固定效应，i代表公司，t代表年份，ɑ0、β0、λ0代表常数项，ɑ1～ɑ3、β1～β5、λ1～λ5代表相关系数，εi,t、φi,t、σi,t代表随机扰动项。
表2为变量描述性统计结果，结果显示：公司创新投入(RDInput)的均值为0.022 7，最小值为0，最大值为0.262 4，表明不同样本公司创新投入存在差异；董事长—总经理校友关系(Relations)均值为0.138 4，表明样本公司董事长和总经理具有校友关系的比例为13.84%；公司内部控制(IC)取自然对数后均值为6.499 0，最小值为4.205 9，最大值为6.880 7，表明不同样本公司的内部控制水平存在差异；机构投资者持股(IO)的均值为7.646 4，最小值为0.000 4，最大值为49.775 9，表明不同样本公司的机构投资者持股比例存在较大差异，即不同公司的市场关注度存在较大差异。
表2 变量描述性统计结果
Tab.2 Descriptive statistics of the variables
变量观测值均值标准差最小值最大值百分位数25%50%75%公司创新投入3 6920.022 70.022 90.000 00.262 40.009 30.018 50.028 7董事长—总经理校友关系3 6920.138 40.345 40.000 01.000 00.000 00.000 00.000 0公司内部控制3 6926.499 00.124 74.205 96.880 76.449 76.515 26.564 8机构投资者持股3 6927.646 47.317 30.000 449.775 92.004 25.658 411.062 1固定资产占比3 6920.218 20.147 30.002 60.875 80.106 20.186 80.299 5留存现金3 69220.264 41.339 216.194 125.482 819.381 520.170 721.038 9资产负债比3 6920.408 50.200 70.011 01.351 80.238 70.404 10.568 6资产收益率3 6920.044 50.046 8-0.264 70.339 90.016 90.037 80.067 2董事会人数3 6928.886 51.757 43.000 018.000 08.000 09.000 09.000 0独立董事比例3 6920.370 00.053 60.230 80.666 70.333 30.333 30.400 0高管持股数量3 69210.688 46.908 70.000 020.249 40.000 013.561 516.160 1总经理年龄3 69248.787 16.238 126.000 079.000 045.000 049.000 053.000 0总经理薪酬3 69213.136 41.500 10.000 015.978 512.804 413.261 913.706 7
表3为变量间相关性分析检验结果，结果显示，董事长—总经理校友关系(Relations)与公司创新投入(RDInput)间的相关系数为0.070 9且在1%的显著性水平上显著，说明董事长—总经理校友关系可以促进公司创新投入，与H1a一致。在加入控制变量的基础上进行检验发现，各控制变量间相关系数均未超过0.5，说明各控制变量间不存在严重多重共线性问题。
表3 相关系数分析结果
Tab.3 Correlation coefficient analysis
变量公司创新投入董事长—总经理校友关系公司内部控制机构投资者持股固定资产占比留存现金资产负债比公司创新投入1.000 0董事长—总经理校友关系0.070 9∗∗∗1.000 0公司内部控制0.025 60.032 5∗∗1.000 0机构投资者持股0.085 4∗∗∗0.038 4∗∗0.115 7∗∗∗1.000 0固定资产占比-0.209 2∗∗∗-0.091 3∗∗∗-0.019 4-0.098 9∗∗1.000 0留存现金-0.100 5∗∗∗0.045 5∗∗∗0.175 2∗∗∗0.148 5∗∗∗-0.074 9∗∗∗1.000 0资产负债比-0.178 6∗∗∗-0.015 40.002 90.006 80.131 3∗∗∗0.327 2∗∗∗1.000 0资产收益率0.155 8∗∗∗0.037 6∗∗0.293 4∗∗∗0.257 3∗∗∗-0.148 8∗∗∗0.1100∗∗∗-0.402 8∗∗∗董事会人数0.000 8-0.029 5∗0.046 3∗∗∗0.000 30.183 8∗∗∗0.1931∗∗∗0.205 4∗∗∗独立董事比例-0.027 4∗0.008 50.033 8∗∗0.003 5-0.077 2∗∗∗0.117 4∗∗∗-0.009 6高管持股数量0.117 0∗∗∗0.065 1∗∗∗0.016 10.085 4∗∗∗-0.190 7∗∗∗-0.056 3∗∗∗-0.183 2∗∗∗总经理年龄-0.102 6∗∗∗0.043 2∗∗∗-0.024 0-0.035 1∗∗0.059 2∗∗∗0.157 7∗∗∗0.141 4∗∗∗总经理薪酬0.060 4∗∗∗0.014 40.058 9∗∗∗0.056 3∗∗∗-0.060 9∗∗∗0.081 2∗∗∗-0.024 3变量资产收益率董事会人数独立董事比例高管持股数量总经理年龄总经理薪酬资产收益率1.000 0董事会人数-0.045 4∗∗∗1.000 0独立董事比例-0.014 7-0.410 7∗∗∗1.000 0高管持股数量0.159 5∗∗∗-0.099 7∗∗∗-0.017 11.000 0总经理年龄-0.072 6∗∗∗0.103 0∗∗∗0.052 2∗∗∗-0.120 2∗∗∗1.000 0总经理薪酬0.146 0∗∗∗-0.018 4-0.017 70.106 5∗∗∗0.015 91.000 0
注：*、**、***分别表示在10%、5%、1%的统计水平上显著，下同
此外，本文在进行VIF值检验后发现，各变量的VIF值及VIF均值(1.22)均未超过临界值10，说明本文构建的模型不存在严重多重共线性问题。
表4为主效应及调节效应回归结果。其中，模型(1)为各控制变量对公司创新投入(RDInput)的影响回归结果，模型(2)为加入董事长—总经理校友关系(Relations)后的回归结果。结果显示，董事长—总经理校友关系(Relations)系数为0.002 4，对应t值为2.87，在1%的水平上显著，说明董事长—总经理校友关系能够促进公司创新投入，H1a得到验证。
表4 变量回归结果
Tab.4 Multiple regression results of influencing factors
变量公司创新投入(1)(2)(3)(4)(5)(6)董事长—总经理校友关系0.002 4∗∗∗0.002 4∗∗∗-0.045 0∗∗0.002 4∗∗∗0.001 2(2.87)(2.87)(-1.92)(2.85)(1.22)公司内部控制0.001 30.000 3(0.96)(0.22)公司内部控制∗董事长—总经理校友关系0.007 3∗∗(2.02)机构投资者持股-0.000 0-0.000 0∗(-1.11)(-1.70)机构投资者持股∗董事长—总经理校友关系0.000 1∗∗(1.98)固定资产占比0.007 6∗∗∗0.007 6∗∗∗0.007 6∗∗∗0.007 6∗∗∗0.007 5∗∗∗0.007 4∗∗∗(2.94)(2.94)(2.95)(2.95)(2.89)(2.88)留存现金-0.0011∗∗∗-0.001 1∗∗∗-0.001 1∗∗∗-0.001 1∗∗∗-0.001 1∗∗∗-0.001 1∗∗∗(-4.13)(-4.20)(-4.20)(-4.23)(-4.13)(-4.15)资产负债比-0.008 2∗∗∗-0.008 4∗∗∗-0.008 4∗∗∗-0.008 5∗∗∗-0.008 4∗∗∗-0.008 3∗∗∗(-4.64)(-4.75)(-4.76)(-4.82)(-4.75)(-4.70)资产收益率0.009 9∗∗0.009 8∗∗0.008 7∗0.008 4∗0.010 4∗∗0.010 4∗∗(2.07)(2.04)(1.76)(1.71)(2.16)(2.15)董事会人数0.000 30.000 3∗0.000 3∗0.000 3∗0.000 3∗0.000 3(1.54)(1.70)(1.69)(1.66)(1.65)(1.53)独立董事比例-0.007 7-0.007 7-0.007 7-0.007 8-0.007 7-0.008 1(-1.54)(-1.54)(-1.55)(-1.57)(-1.55)(-1.63)高管持股数量0.000 1∗0.000 1∗0.000 1∗0.000 1∗0.000 1∗0.000 1∗∗(1.76)(1.85)(1.86)(1.86)(1.82)(1.83)总经理年龄-0.000 00.000 00.000 00.000 00.000 0-0.000 0(-0.05)(0.04)(0.06)(0.08)(0.04)(-0.02)总经理薪酬-0.000 1-0.000 1-0.000 1-0.000 1-0.000 1-0.000 1(-0.62)(-0.74)(-0.76)(-0.75)(-0.74)(-0.79)常数项0.046 7∗∗∗0.046 4∗∗∗0.038 1∗∗∗0.044 6∗∗∗0.046 3∗∗∗0.047 1∗∗∗(6.89)(6.86)(3.49)(3.92)(6.85)(6.96)年度虚拟变量YYYYYYN369 2369 2369 2369 2369 2369 2R20.893 00.893 20.893 20.893 30.893 20.893 3
注：括号内为t值
模型(3)和模型(4)为加入公司内部控制(IC)作为调节变量的回归结果，结果显示，公司内部控制(IC)与董事长—总经理校友关系(Relations)的交乘项(IC*Relations)系数为0.007 3，对应t值为2.02，且在5%的统计水平上显著。结合模型(2)的回归结果，说明公司内部控制正向调节董事长—总经理校友关系对公司创新投入的促进作用，即公司内部控制水平越高，董事长—总经理校友关系越能促进公司创新投入，H2得到验证。
模型(5)和模型(6)为加入机构投资者持股(IO)作为调节变量的回归结果，结果显示，机构投资者持股(IO)与董事长—总经理校友关系(Relations)的交乘项(IO*Relations)系数为0.001，对应t值为1.98，在5%的统计水平上显著。结合模型(2)的回归结果，说明机构投资者持股正向调节董事长—总经理校友关系对公司创新投入的促进作用，即机构投资者持股比例越高，董事长—总经理校友关系越能促进公司创新投入，H3得到验证。
前述研究发现，董事长—总经理校友关系能够促进公司创新投入，但研究结论可能存在内生性问题，而内生性问题主要来自以下方面：①创新投入较高公司的创新氛围浓厚，对董事长和总经理的个人素质与专业素养要求较高，因而公司在招聘相关人员时可能选择特定高校的人才；②有些无法观察到的个人信息会干扰研究结论。例如，具有企业家精神的董事长或总经理会更加注重创新和公司长期利益，因可能会积极进入高校深造，因而同时影响公司创新投入和校友关系。
为了解决上述内生性问题，本文以样本公司是否为高校概念成分公司(Sch_conception)及董事长年龄(ChairmanAge)作为工具变量进行两阶段最小二乘法检验，选择理由如下：①高校概念公司与高校联系更紧密，总经理和董事长为校友的概率更高，且公司间的实际表现具有较大差异，主营业务涉及各行各业，与公司创新投入没有明显关联；②董事长年龄越大，说明董事长受过高等教育的可能性越小，与总经理为校友的概率越小，且董事长一般不参与公司经营决策，与公司创新投入没有明显关联。本文将实际控制人为高校的公司定义为高校概念成分公司，若样本公司为高校概念成分公司，则取值为1，否则为0。检验结果如表5模型(1)和模型(2)所示。
表5模型(1)结果显示，是否为高校概念成分公司(Sch_conception)及董事长年龄(ChairmanAge)均与董事长—总经理校友关系(Relations)在1%的统计水平上显著。进一步进行弱工具变量检验，结果显示F统计值为45.690 4，大于11.59，拒绝弱工具变量假设。与此同时，对工具变量过度识别的检验结果显示，p值为0.284 8，不存在过度识别问题。因此，采用2SLS方法的回归结果是可信的，说明工具变量选取合理。表5模型(2)显示，使用工具变量进行回归，结果显示，解释变量董事长—总经理校友关系(Relations)的相关系数为0.018 6，对应t值为2.03，在5%的统计水平上显著，说明董事长—总经理校友关系能够显著促进公司创新投入，与前文实证结果一致。
同时，考虑到样本选取方式可能存在偏误，本文采用随机效应模型重新检验董事长—总经理校友关系对公司创新投入的影响，检验结果如表5模型(3) 所示。该结果显示，在采用随机效应模型重新回归后，董事长—总经理校友关系(Relations)的系数为0.002 6，对应t值为3.35，在1%的统计水平上显著，说明董事长—总经理校友关系能够显著促进公司创新投入，与前文实证结果一致。由于公司创新投入并非严格遵循正态分布，本文借鉴其他学者[25]的做法，采用Tobit模型再次回归，结果如表5模型(4) 所示。结果显示，采用Tobit模型回归后，董事长—总经理校友关系(Relations)系数为0.002 6，对应t值为3.35，在1%的统计水平上显著，说明董事长—总经理校友关系能够显著促进公司创新投入，与前文实证结果一致。
由于公司创新活动具有持久性，总经理在上任后可能不会立刻调整创新策略，本文对解释变量作滞后一期回归，检验结果如表5模型(5) 所示。结果显示，将解释变量董事长—总经理校友关系(Relations)滞后一期回归后的系数为0.002 3，对应t值为2.44，在5%的统计水平上显著，说明董事长—总经理校友关系能够显著促进公司创新投入，与前文实证结果一致。
最后，由于董事长和总经理可能同时存在校友关系、老乡关系等多种社会关系，因而会影响结论的准确性。同时，从社会情感财富理论视角看，家族企业战略决策过程与普通企业存在差异，家族企业更追求决策的非经济效用，进而影响董事长—总经理校友关系作用的发挥。为此，本文将董事长—总经理是否为老乡(Countryman)、公司是否为家族企业 (Family_firm) 纳入模型以控制二者的潜在影响，检验结果如表5模型(6)所示。结果显示，将解释变量董事长—总经理是否为老乡(Countryman)、公司是否为家族企业(Family_firm)纳入模型中回归后，自变量系数为0.002 4，对应t值为2.87，在1%的统计水平上显著，说明董事长—总经理校友关系能够显著促进公司创新投入，与前文实证结果一致，且董事长—总经理老乡关系与公司是否为家族企业对公司创新投入的影响并无显著关系。上述稳健性检验结果表明，本文研究结果稳健可靠。
表5 稳健性检验结果
Tab.5 Robustness test results
变量董事长—总经理校友关系2SLS第一阶段回归(1)公司创新投入2SLS第二阶段回归(2)公司创新投入随机效应模型回归(3)Tobit模型回归(4)滞后一期回归(5)控制家族企业和老乡关系(6)是否为高校概念成分公司0.395 6∗∗∗(6.12)董事长年龄-0.002 3∗∗∗(-3.43)董事长—总经理校友关系0.018 6∗∗0.002 6∗∗∗0.002 6∗∗∗0.002 3∗∗0.0024∗∗∗(2.03)(3.35)(3.35)(2.44)(2.87)是否为家族企业0.000 6(0.40)董事长—总经理老乡关系0.001 2(0.83)控制变量YYYYYY常数项-0.014 30.058 9∗∗∗0.053 2∗∗∗0.052 9∗∗∗0.044 0∗∗∗0.046 2∗∗∗(-0.12)(9.05)(8.64)(8.59)(5.56)(6.77)YearYYYYYYN3 6923 6923 6923 6922 9113 692R20.035 70.048 20.053 1-0.901 60.914 0
在不同所有权性质或产权性质的公司间，决策机制与治理制度存在较大差异，上述差异可能会导致董事长—总经理校友关系对公司创新投入的影响差异。
本文按照公司最终控制人的产权性质差异将样本划分为国有企业组和非国有企业组，分组回归探究董事长—总经理校友关系对公司创新投入的影响。产权性质分组检验结果如表6模型(1)和模型(2)所示。结果显示，在非国有企业组中，董事长—总经理校友关系(Relations)的影响系数为0.005 1，对应t值为3.65，在1%的统计水平上显著；在国有企业组中，董事长—总经理校友关系(Relations)的影响系数为0.001 2，对应t值为1.44，但上述影响关系并不显著。进一步检验组间差异后发现，组间存在显著差异(p=0.0123**)，表明就董事长—总经理校友关系对公司创新投入的促进作用而言，非国有企业较国有企业显著。
相较于其它行业内公司，处于高科技行业或竞争激烈行业的公司更具创新意愿，更需要通过创新投入取得竞争优势。公司获得创新资源的难度较低，公司高管团队更加注重创新活动，这些差异可能会使不同行业企业的董事长—总经理校友关系对创新投入的影响存在差异。
本文将处于化学原料和化学制品制造业(C26)、医药制造业(C27)、化学纤维制造业(C28)、计算机通信和其它电子设备制造业(C39)、仪器仪表制造业(C40)、信息技术业(I)内的公司划分为高科技公司，将除此之外的公司划分为非高科技公司，分组回归探究董事长—总经理校友关系对公司创新投入的影响，行业性质分组检验结果如表6模型(3)和模型(4)所示。结果显示，在高科技公司组中，董事长—总经理校友关系(Relations)的影响系数为0.005 3，对应t值为2.88，在1%的统计水平上显著；在非高科技公司组中，董事长—总经理校友关系(Relations)的影响系数为0.001 2，对应t值为1.63，但上述影响关系并不显著。进一步检验组间差异发现，组间存在显著差异(p=0.0260**)，表明就董事长—总经理校友关系对公司创新投入的促进作用而言，高科技公司较非高科技公司显著。
地区间市场化程度存在差异，而这种差异可能会影响公司总经理创新投入决策。
本文基于王小鲁等[26]《中国分省份市场化指数报告(2018)》中的市场化总指数评分数据，按照公司所在地区市场化程度，分组回归探究董事长—总经理校友关系对公司创新投入的影响，地区市场化程度分组检验结果如表6模型(5)和模型(6)所示。分组回归结果显示，在高市场化程度组中董事长—总经理校友关系(Relations)的影响系数为0.002 3，对应t值为2.77，在1%的统计水平上显著；在低市场化程度组中董事长—总经理校友关系(Relations)的影响系数为0.003 3，对应t值为1.91，在10%的统计水平上显著。进一步检验组间差异发现，组间不存在显著差异(p=0.417 1)。因此，不能认为市场化程度差异导致董事长—总经理校友关系对公司创新投入的影响存在显著差异。换言之，市场化程度差异在董事长—总经理校友关系对公司创新投入的影响过程并未表现出显著不同。
表6 异质性检验结果
Tab.6 Heterogeneity test results
变量公司创新投入产权性质国有企业(1)非国有企业(2)行业性质高科技公司(3)非高科技公司(4)地区市场化程度高程度地区(5)低程度地区(6)董事长—总经理校友关系0.001 20.005 1∗∗∗0.005 3∗∗∗0.001 20.002 3∗∗∗0.003 3∗(1.44)(3.65)(2.88)(1.63)(2.77)(1.91)固定资产占比0.000 80.011 1∗∗∗0.0110∗∗0.004 8∗0.007 6∗∗∗0.006 8(0.23)(3.61)(2.39)(1.90)(2.93)(1.28)留存现金-0.001 6∗∗∗-0.000 9∗∗∗-0.002 4∗∗∗-0.0006∗∗-0.001 3∗∗∗-0.000 6(-4.10)(-2.72)(-4.50)(-2.40)(-4.89)(-1.16)资产负债比-0.007 7∗∗∗-0.008 3∗∗∗-0.015 9∗∗∗-0.005 5∗∗∗-0.010 0∗∗∗-0.003 7(-2.69)(-4.21)(-4.57)(-3.34)(-5.51)(-1.10)资产收益率0.014 1∗∗0.006 70.008 40.008 9∗0.010 5∗∗0.000 4(2.16)(1.17)(0.96)(1.94)(2.18)(0.04)董事会人数0.000 4∗0.000 2-0.000 10.000 4∗∗0.000 20.000 7∗(1.84)(0.86)(-0.13)(2.56)(1.09)(1.84)独立董事比例-0.007 2-0.010 4-0.013 9-0.006 1-0.009 7∗-0.003 9(-1.28)(-1.48)(-1.41)(-1.33)(-1.89)(-0.42)高管持股数量0.000 2∗∗∗0.000 00.000 10.000 1∗∗0.000 00.000 2∗∗(3.00)(0.59)(1.23)(2.04)(0.93)(2.43)总经理年龄0.000 1-0.000 0-0.000 00.000 00.000 0-0.000 1(1.25)(-0.57)(-0.16)(0.44)(0.85)(-1.48)总经理薪酬-0.000 2∗0.000 30.000 2-0.000 2∗-0.000 1-0.000 1(-1.85)(1.46)(0.70)(-1.70)(-0.65)(-0.54)常数项0.000 6-0.000 3-0.000 60.000 30.000 2-0.000 4(1.44)(-0.76)(-1.04)(1.03)(0.56)(-0.63)YearYYYYYYN1 4312 2611 2612 4313 005687R20.040 20.042 70.054 00.030 60.037 00.046 5
本文以2012—2017年中国沪深A股上市公司为样本，实证研究董事长—总经理校友关系对公司创新投入的影响，同时考察公司内部控制和机构投资者持股对上述影响的调节作用。
(1)董事长—总经理校友关系可以促进公司创新投入。管理者社会关系在公司发展中扮演越来越重要的角色，可以通过声誉、社会资本约束董事长和总经理行为，发挥部分公司治理作用。在当前公司治理框架下，委托代理问题成为公司创新投入提高的掣肘，若董事长和总经理存在校友关系，则可以在一定程度上缓解上述问题。
(2)公司内部控制和机构投资者持股均在董事长—总经理校友关系与公司创新投入间起正向调节作用。通过强化公司内部治理机制，以市场监督方式提升公司内外部治理水平，可以抑制校友关系的负向影响，强化董事长—总经理校友关系对公司创新投入的积极影响。
(3)董事长—总经理校友关系对公司创新投入的促进作用因产权性质、行业性质差异而有所不同。其中，相较于国有企业，非国有企业的董事长—总经理校友关系对公司创新投入的促进作用更显著；相较于非高科技公司，高科技公司的董事长—总经理校友关系对公司创新投入的促进作用更显著。地区市场化程度差异对上述促进作用的影响则未表现出显著不同。
(1)合理看待企业中存在的关系。关系文化在社会上普遍存在，公众对关系亦存在大量负面印象。在大多数情况下，双方私交关系被认为是贪污腐败滋生的温床。但本文研究结果表明，董事长与总经理之间的校友关系能够提高公司创新投入，减少总经理的机会主义行为。公司在选拔人才时不必刻意回避这种关系，并且可以在公司高管培训体系中适度植入校友关系元素，借助校友身份增强公司高管在文化上的认同感，以此获取更多社会资源，把校友关系这种软实力的正向作用发挥出来。
(2)建立健全公司内部控制体系。为了确保董事长—总经理校友关系能够充分发挥作用，必须有完善的公司治理结构作为保障。只有建立规范的内部控制制度和体系，完善各部门信息交流渠道，促进公司内部互相监督，才能最大程度地降低董事长—总经理校友关系的潜在负向影响。
(3)完善外部监督和约束机制。为防止徇私舞弊、互相勾结等不良现象产生，强化市场中的监管者力量非常重要。应充分利用机构投资者的独立身份，发挥机构投资者的信息收集和传递功能，让总经理行为处于市场监管之下。
(4)非国有企业及高科技公司应更加重视校友关系，并让其发挥更大的促进作用。监管部门可以引导上市公司详细披露公司高管个人履历等信息，帮助投资者通过相关信息了解公司状况及潜力，进而作出合理的投资决策。
[1] 李峰,王亚星.政府补贴对企业生产率的双刃剑效应:基于异质性企业理论和门槛回归方法的研究[J].研究与发展管理,2020,32(1):25-37.
[2] 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,2012，33(7):196-206.
[3] 李文贵,余明桂.民营化企业的股权结构与企业创新[J].管理世界,2015，31(4):112-125.
[4] 钟熙,宋铁波,陈伟宏,等.外资持股、CEO决策视野与企业研发国际化[J].科学学研究,2020,38(3):496-505.
[5] 鞠晓生,卢荻,虞义华.融资约束、营运资本管理与企业创新可持续性[J].经济研究,2013,48(1):4-16.
[6] BARKER V L III,MUELLER G C.CEO characteristics and firm R&D spending[J].Management Science,2002,48(6):782-801.
[7] GINTIS H,BOWLES S,BOYD R,et al.Explaining altruistic behavior in humans[J].Evolution and Human Behavior,2003,24(3):153-172.
[8] 徐细雄,刘星.放权改革、薪酬管制与企业高管腐败[J].管理世界,2013,29(3):119-132.
[9] 赵瑞.企业社会资本、投资机会与投资效率[J].宏观经济研究,2013，35(1):65-72.
[10] 黄丽英,何乐融.高管政治关联和企业创新投入:基于创业板上市公司的实证研究[J].研究与发展管理,2020,32(2):11-23.
[11] 许浩然,荆新.社会关系网络与公司债务违约:基于中国A股上市公司的经验证据[J].财贸经济,2016，37(9):36-52.
[12] 陆瑶,胡江燕.CEO与董事间“老乡”关系对公司违规行为的影响研究[J].南开管理评论,2016,19(2):52-62.
[13] LIN N,ENSEL W M.Life stress and health:stressors and resources[J].American Sociological Review,1989,54(3):382.
[14] 申宇,赵玲,吴风云.创新的母校印记:基于校友圈与专利申请的证据[J].中国工业经济,2017，34(8):156-173.
[15] 黄福广,贾西猛.校友关系、信任与风险投资交易[J].经济管理,2018,40(7):161-177.
[16] 赵文庆, 张馨瑜, 丁娜.CEO与董事间的“校友”关系对企业创新的影响[J].金融学季刊, 2019, 13(4): 1-22.
[17] 周美华,林斌,林东杰.管理层权力、内部控制与腐败治理[J].会计研究,2016,37(3):56-63,96.
[18] 卢馨,方睿孜,郑阳飞.外部治理环境能够抑制企业高管腐败吗[J].经济与管理研究,2015,36(3):30-39.
[19] 林钟高,徐虹,吴玉莲.交易成本与内部控制治理逻辑:基于信任与不确定性的组织内合作视角[J].财经研究,2009,35(2):111-122.
[20] ALTAMURO J,BEATTY A.How does internal control regulation affect financial reporting[J].Journal of Accounting and Economics,2010,49(1-2):58-74.
[21] BARGERON L L,LEHN K M,ZUTTER C J.Sarbanes-oxley and corporate risk-taking[J].Journal of Accounting and Economics,2010,49(1-2):34-52.
[22] 张萌,鲁桂华,张永珅.信息优势、机构投资者异常交易与解禁股减持[J].管理评论,2020,32(3):265-278,288.
[23] 闫红蕾,张自力,赵胜民.资本市场发展对企业创新的影响:基于上市公司股票流动性视角[J].管理评论,2020,32(3):21-36.
[24] SHLEIFER A,VISHNY R W.Large shareholders and corporate control[J].Journal of Political Economy,1986,94(3):461-488.
[25] TIAN X,WANG T Y.Tolerance for failure and corporate innovation[J].Review of Financial Studies,2014,27(1):211-255.
[26] 王小鲁,樊纲,胡李鹏.中国分省份市场化指数报告(2018)[M].北京:社会科学文献出版社,2019.