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This paper takes the marketization level and internal control as moderating variables , and uses the CSI high-tech enterprise index constituent stocks from 2014 to 2017 as the data to establish a multiple linear regression model to study the relationship between the CEO's power intensity and the enterprise's ambidextrous innovation investment decision. The following conclusions are drawn. (1) CEO power intensity promotes enterprise innovation investment. (2) By subdividing the dimension of CEO power intensity, it is found that structural power has a more significant inhibitory effect on exploratory innovation investment than utilization innovation investment, and ownership power, expert power and reputation power have more significant promoting effect on exploratory innovation investment. (3) Compared with exploratory innovation investment, the moderating effect of marketization level on CEO power intensity and exploitative innovation investment is more significant; compared with exploitative innovation investment, internal control The moderating effect on CEO power intensity and exploratory innovation investment is more significant.
This paper combines CEO power with ambidextrous innovation investment, takes CEO power intensity as the starting point, studies the effect of various dimensions of CEO power intensity on enterprise ambidextrous innovation investment, and considers the multi-dimensionality of CEO power and the heterogeneity of enterprise innovation to explore the reasons for the inconsistent relationship between CEO power and corporate innovation in previous studies. This paper adds the moderating role of marketization level and internal control, considers the factors that affect CEO strategy implementation from both internal and external aspects, deconstructs the role path of CEO power intensity affecting the enterprise's dual innovation investment, and verifies the marketization level and internal control adjustment effect. This study combines principal-agent theory and resource dependence theory with higher-order theory to explain the relationship between CEO power intensity and enterprise ambidextrous innovation investment, and strengthens the explanation of higher-order theory in the field of enterprise ambidextrous innovation.
This paper has the following innovations. Theoretically, this paper provides important practical significance for the ambidextrous innovation management of Chinese enterprises. Enterprises can adjust the various dimensions of CEO power intensity to change the investment in ambidextrous innovation. Enterprises choose areas with high marketization level to increase the enterprises' exploitative innovation investment and they can improve the internal control system to increase the investment of exploratory innovation.Practically, this study combines principal-agent theory and resource dependence theory with higher-order theory to explain the relationship between CEO power intensity and enterprise ambidextrous innovation investment, and strengthens the explanation of higher-order theory in the field of enterprise ambidextrous innovation. This paper provides practical guidance for companies to use CEO power to adjust the level of ambidextrous innovation investment.
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Hambrick&Mason[1]的高阶梯队理论表明，企业高管团队特质往往会影响企业创新等经营管理行为。CEO的有力领导和对高管人员的有效激励可以促进高管团队高效运作。现有研究表明，CEO权力可以为高管实施战略选择提供激励和手段，是高管团队战略决策中非常重要的因素。现有研究大多聚焦于CEO权力与企业创新投入的关系[2,3,4,5]，往往将创新视为同质性活动，并将CEO权力作为单一变量分析其对企业创新的影响，故所得结论往往存在分歧：一种观点基于委托代理理论，认为CEO会作出无效率、无效果的研发投资决策，从而对创新没有直接影响，甚至阻碍创新[6]；另一种观点基于管家理论，认为CEO权力是对CEO的有效激励，使其能够更好地调配资源，作出有效率、有效果的研发投资决策，从而满足创新需求[7]。
然而，企业创新可以分为探索式创新和利用式创新，两类创新活动在风险承担、资源需求、收益方面存在显著差异[8]。双元创新前因变量研究主要围绕股权激励[9]、高新技术企业经理人来源[10]、年龄异质性[11]等展开，鲜有学者研究CEO权力对企业双元创新策略选择的影响。并且，CEO权力是一个多维度变量，不同维度的权力作用机制有所不同[12]。因此，仅研究CEO权力对企业创新的作用，既未考虑CEO权力强度和创新异质性，也未厘清CEO权力强度各维度对不同类型创新活动的作用机理，这可能是导致目前CEO权力与企业创新关系研究结论存在分歧的原因[13]。
作为企业战略的一部分，创新决策由CEO制定，不可避免地受企业内外部环境的影响。根据新制度经济学理论，制度环境是企业技术创新的外部决定因素。因此，市场化水平作为制度环境衡量标准，很可能会影响CEO权力强度，进而影响企业双元创新投入决策实施效果。此外，委托代理理论指出，内部控制作为弥补公司契约不完备性的系统化机制，可以降低委托代理和信息不对称成本，进而影响企业双元创新投入决策[14]。可见，内部控制和市场化水平分别从内、外两个角度影响CEO权力强度与企业双元创新投入水平间的关系。
基于上述分析，有两个问题值得探讨：第一，CEO权力强度各维度对企业双元创新投入的作用；第二，市场化水平和内部控制在CEO权力强度各维度与企业双元创新投入之间的作用。本文基于高阶理论，结合委托代理理论和资源依赖理论，从双元创新的视角，探究CEO权力强度对企业创新的作用，并将市场化水平和内部控制纳入研究框架。研究结果既可为企业利用CEO权力调节双元创新投入水平提供行动指南，也可为企业利用CEO权力实现双元创新平衡提供实践指导。
公司经营、投资、筹资等战略决策在很大程度上依赖于经营决策的高层管理团队。CEO权力作为组织战略的核心要素，在很大程度上影响着高层管理团队战略决策制定和实施。Finkelstein[15]将权力定义为个体施加其意愿的能力，并把CEO权力划分为结构权力、所有制权力、专家权力和声誉权力，这是目前高管权力研究普遍使用的类型划分方法。根据Finkelstein的定义，CEO权力包含基于组织结构和科层权威而形成的结构权力、基于对公司拥有一定所有权和其与创始人的联系而产生的所有制权力、基于本身在某些方面的专业技能和权威性而使其拥有的专家权力，以及基于自身声誉和身份而使其拥有的声誉权力。
以CEO为核心高管团队制定的双元创新战略决策是指企业在技术创新过程中，同时进行利用式和探索式两种创新活动[16]。具体到创新领域，探索式创新是针对新产品和新市场的创新活动，利用式创新是针对现有产品和现有市场的创新活动[17]。具体到创新属性，探索式创新聚焦于企业长期发展，具有适应性、柔性、反应性等属性；利用性创新聚焦于企业短期生存，具有效率、一致性、整合性等特征[18]。企业要想提高短期市场份额，并获得长期竞争优势，就需要协调好探索式创新活动和利用式创新活动。
高阶理论表明，CEO权力作为重要高管特征，会影响高管制定和实施创新战略的能力，进而影响企业创新投入。从CEO权力对研发投资的总体影响效应看，多个行业研究显示，CEO权力强度提升会对企业战略决策和资源分配产生重要影响，进而显著促进企业技术创新投入(王楠等，2017)。部分学者研究了CEO权力强度对创新决策的主观影响机制，例如，陈艳等[19]在研究CEO权力强度与企业的冒险倾向时发现，强权CEO的过度自信心态容易助推风险性决策制定，进而增加企业创新投入。也有部分学者研究CEO权力对创新决策的作用机制，例如，张维今等[3]在研究董事会资本与创新投入关系时发现，强权CEO能够促使拥有人力及社会资源的董事们为企业创新提供资源，进而增加企业创新投入。基于以上论述，本文提出如下假设：
H1：CEO权力强度促进企业创新投入。
结构权力来源于组织结构和科层权威，CEO对企业的影响控制能力随着结构权力增大而增强[15]。根据史会斌[4]、刘建明[5]的研究成果，CEO结构权力越大，越会抑制企业创新投入。当CEO兼任董事长或董事会规模过大时，CEO结构权力增大。此时，CEO能够通过影响参与创新战略决策的董事会及其他高管成员的想法和行为，提高个人偏好在创新决策中的实现程度[4]。根据委托代理理论，CEO如果兼任董事长，委托代理问题就会加重，进而背离委托人的利益，注重其自身利益，倾向于增加具有短期效益的利用式创新投入。两职兼任会抑制董事会的信息处理能力，削弱董事会对CEO的有效制约，加大信息不对称风险，进一步加大委托代理风险，使CEO减少风险更大、周期更长的探索式创新投入[5]。基于以上论述，本文提出如下假设：
H1a：相比于利用式创新投入，结构权力对探索式创新投入的抑制作用更显著。
所有制权力来源于高管对公司拥有一定的所有权及其与创始人的联系[15]。根据史会斌[4]、刘建民[5]的研究成果，CEO所有制权力越大，越能促使企业增加创新投入。当CEO持股比例上升或者无机构投资者持股时，CEO所有制权力增大，所有权和经营权两权合一，委托代理问题得到缓解，CEO倾向于将自身利益和公司利益结合，不再因短期业绩或绩效考核而一味追求利用式创新投入，而是更注重能带来长远利益的探索式创新投入。并且，CEO在企业中的位置随着持股比例上升更加稳固。CEO选择风险更大、回收周期更长的探索式创新即使失败，对其职位也不会有太大影响。相反，探索式创新一旦成功，企业经营范围将会扩大， CEO经营业绩更加稳定,从而保障CEO的职业安全[4]。基于以上论述，本文提出如下假设：
H1b：相比于利用式创新投入，所有制权力对探索式创新投入的促进作用更显著。
专家权力来源于高管本身在某些领域的专业技能和权威性[15]。根据史会斌[4]、刘建明[5]的研究，CEO专家权力越大，越能促使企业增加创新投入。根据资源依赖理论，组织从外部获取的资源可以降低组织面临的不确定性和风险。以CEO为核心的高管团队，是连接企业和外部环境的桥梁，可以为企业提供包括人力资本与社会资本在内的各种资源，而CEO专家权力就是重要的人力资本。当CEO具有高级职称或任职时间延长时，CEO专家权力增大，有助于CEO更好地洞察行业发展趋势，准确预测未来所需技术和能力，明晰探索式创新过程和风险，从而提升企业探索式创新成功概率[4]。在战略决策过程中，CEO的心理会随着其专家权力增大而改变[18]。根据工作特征模型，CEO专家权力增大，使其能以更加宽广的视野看待企业创新机会，有助于增强其在战略决策过程中的责任感，使其对任务和决策的自我控制增强，从而增加塑造未来发展格局、追求多样化目标的探索式创新投入。基于以上论述，本文提出如下假设：
H1c：相比于利用式创新投入，专家权力对探索式创新投入的促进作用更显著。
声誉权力来源于高管自身声誉和身份[12]。根据史会斌[4]的研究，CEO声誉权力越大，越能促进企业创新投入。根据资源依赖理论，声誉权力就是以CEO为核心的高管团队拥有的重要社会资本，当CEO具有广泛的外部社会网络或者良好的教育背景时，CEO声誉权力增大，使其能够获得丰富且及时的信息，有利于企业评估各种探索式和利用式创新机会，降低探索式创新的不确定性，从而促进探索式创新投入[20]。此外，较高的声誉权力一方面使CEO的决策容易得到政府、金融机构等外部机构的信任和支持，获得外部合法性；另一方面，能够使企业在创新过程中容易找到高质量合作伙伴，分担探索式创新成本和风险，从而促进探索式创新投入[4]。基于以上论述，本文提出如下假设：
H1d：相比于利用式创新投入，声誉权力对探索式创新投入的促进作用更显著。
根据高阶理论，以CEO为核心的高管团队利用权力实施战略的能力，在一定程度上受企业内外部环境因素的影响和制约，市场化水平是重要外部环境因素。市场化水平综合反映了一个地区国民经济产权制度、经济外向程度、政府对社会资源的控制程度、要素市场发育程度、法律健全程度。
根据委托代理理论，市场化水平越高，越有利于缓解委托代理问题。市场化水平越高，市场机制功能越健全，越能为企业提供更多的外部经营环境信息，越能有效地对高管进行激励和监督。在市场化水平较高的地区，如果高管权力过大而监督不足，市场会通过信息传递机制、经理人市场、公司治理机制等削弱高管权力，促使高管与公司利益保持一致。已有研究表明，我国地区市场化程度提高有利于上市公司治理结构优化[21]。市场化水平越高的地区，公司治理结构越规范，职业经理人制度越完善，董事会规模就越大，CEO结构权力越大。市场化水平越高的地区，市场机制越健全，机构投资者越多样化，对中小投资者的保护越完善，CEO持股所受限制就越多，CEO所有制权力越小。市场化水平越高的地区，人才市场越规范，就越容易招聘到具有专业能力的高级管理人员，CEO的平均任期比市场化水平低的地区更短，CEO的专家权力越小。市场化水平越高的地区，就越容易招聘到高学历且具有外部联系的高级管理人员，CEO的声誉权力越小。
市场化水平是影响企业技术创新的重要因素。市场化水平越高，越有利于企业技术创新投入[22]。市场化水平提高，一方面，有利于发挥市场对资源配置的主导作用，促进各种创新要素自由流动和交易，使创新主体能够更方便、快捷地获取资源，增加企业探索式创新投入；另一方面，有利于组织内部资源和要素流动，促使组织更好地利用现有资源增加企业利用式创新投入。基于以上论述，本文提出如下假设：
H2：市场化水平调节CEO权力强度对企业创新投入的促进作用。
H2a：相比于探索式创新投入，市场化水平对结构权力与利用式创新投入的调节效应更显著；
H2b：相比于探索式创新投入，市场化水平对所有制权力与利用式创新投入的调节效应更显著；
H2c：相比于探索式创新投入，市场化水平对专家权力与利用式创新投入的调节效应更显著；
H2d：相比于探索式创新投入，市场化水平对声誉权力与利用式创新投入的调节效应更显著。
内部控制是影响以CEO为核心的高管团队利用权力实施战略的重要内部因素。根据委托代理理论，内部控制是为了解决企业在不完全契约下的委托代理问题而建立的控制机制。企业通过制度性安排建立互相制衡的控制系统，有助于合理配置企业人员权力，抑制高管非理性行为，降低企业内部交易成本，提高资本配置效率[23]。
已有研究表明，健全的内部控制可以完善公司治理结构，限制管理层通过虚假信息披露、会计信息操纵以及内幕交易等方式牟利，从而降低委托代理风险。内部控制越健全，公司治理结构越完善，CEO两职兼任的情况就越少，CEO结构权力越小。内部控制越健全，CEO股权激励现象就越普遍，CEO所有制权力越大。根据资源依赖理论，健全的内部控制制度可以提升高管团队人力资本和社会资本。内部控制制度越健全，决策程序越规范，重大战略决策就越依赖于高层管理团队的专业知识，CEO专家权力越大。内部控制越健全，招聘以及绩效考核的标准越完备，企业就越重视高层管理者的学历与社会网络，CEO的声誉权力越大。
国内对内部控制与企业创新的研究并无一致结论，主要有以下两种观点：一种是内部控制促进论，认为内部控制作为企业管理制度安排，能够降低代理成本，规避逆向选择和道德风险，提升信息透明度，从而促进企业技术创新活动[24]。另一种是内部控制悖论，认为过于复杂的内部控制程序会导致投资项目审批效率降低，不利于创新活动开展[25]。
综上所述，本文基于内部控制促进论，提出如下假设：
H3：内部控制显著调节CEO权力强度对企业创新投入的促进作用。
H3a：相比于利用式创新投入，内部控制对结构权力与探索式创新投入的调节效应更显著；
H3b：相比于利用式创新投入，内部控制对所有制权力与探索式创新投入的调节效应更显著；
H3c：相比于利用式创新投入，内部控制对专家权力与探索式创新投入的调节效应更显著；
H3d：相比于利用式创新投入，内部控制对声誉权力与探索式创新投入的调节效应更显著。
综上，本文构建理论研究模型如图1所示。
图1 理论研究模型
Fig.1 Theoretical model
本文以2014—2017年中证高新技术企业指数(H30368)成分股作为研究样本，并借鉴国内外研究的通行做法对原始样本进行如下筛选：剔除金融、保险相关行业上市公司；剔除CEO权力强度、研发创新等相关数据披露不全的上市公司；剔除ST、*ST或停牌的上市公司；剔除在研究期内产权性质发生变化的上市公司；剔除CEO当年发生变更的上市公司，最终得到370个企业样本数据。
本文中的CEO权力强度数据来源于国泰安数据库(CSMAR)和万德数据库(WIND)，且经过与企业年报记录交叉核对。企业研发投入强度数据来源于万德数据库(WIND)，探索式创新投入和利用式创新投入数据主要根据巨潮资讯网中的上市公司年报手工收集。市场化水平相关数据来源于樊纲等最新编制的《中国分省份市场化指数报告》。内部控制采用迪博数据库中的企业内部控制指数衡量，数据处理采用的软件是Stata 15.0。
2.2.1 被解释变量：双元创新投入
目前，双元创新测量方式主要有问卷调查法、文本分析法，以及基于国际专利分类号测量法、基于财务数据测量法4种方法。但是，问卷调查具有一定主观性；文本分析可能因为关键词不准，存在误差；利用国际专利号分类测量也不准确，因为有些企业为了保密，核心技术可能不会申请专利，因而专利申请数不一定能代表企业双元创新水平。因此，本研究选用财务数据衡量双元创新水平。
借鉴唐清泉等[26]研究，本文利用《企业会计准则》(2006)要求披露的费用化研发活动支出、资本化研发活动支出度量探索式创新投入和利用式创新投入，根据以下条件将2014—2017年370个企业样本划分为两个子样本：①将有研究阶段支出样本划分为探索式创新投入，即R>0,D≥0；②将无研究阶段支出但有开发阶段支出的样本确认为利用式创新投入，即R=0，D>0。由此，得到216个探索式创新投入样本和154个利用式创新投入样本。
2.2.2 解释变量：CEO权力强度
自变量CEO权力强度是多维度变量，因而不可能对所有维度进行测量，本文选择目前应用范围最广的衡量方法，以Finkelstein[15]的测量指标为基础，参考李海霞[28]使用的测量指标，建立本研究测量体系。
(1)结构权力(Power1)。结构权力使用两职兼任和董事会规模是否高于行业平均水平两个指标加以测量。两职兼任是指CEO是否兼任董事长，兼任为1，不兼任为0；董事会规模大于行业平均水平为1，否则为0。
(2)所有制权力(Power2)。所有制权力使用CEO是否持股和机构投资者持股比例是否高于行业平均水平进行测量。CEO持有本公司股份为1，否则为0；机构投资者持股比例高于行业平均水平为1，否则为0。
(3)专家权力(Power3)。专家权力使用CEO职称和CEO任职时间是否高于行业平均水平进行测量。CEO职称采用虚拟变量衡量，具有高级职称为1，否则为0；CEO任职时间高于行业平均水平为1，否则为0。
(4)声誉权力(Power4)。声誉权力使用CEO是否在外单位兼职和CEO的学历衡量。CEO在外部单位兼职为1，否则为0；CEO学历采用虚拟变量加以衡量，具有硕士以上学历为1，否则为0。
(5) CEO权力强度(Power)。根据李海霞(2017)的研究成果，本文综合以上4个维度8个方面的指标，对各维度指标取平均值，然后对其赋值求和再平均得到CEO权力强度综合指标，即Power=(Power1+ Power2+ Power3+ Power4)/4，最终指标介于[0,1]之间。
2.2.3 调节变量
参考樊纲等[27]最新编制的《中国分省份市场化指数报告》，通过5个方面综合评估我国省级市场化发展水平。本文根据每家公司主营业务地址和年份，手动匹配每家公司的市场化水平。
内部控制采用迪博数据库中的企业内部控制指数加以衡量，该指数用主成分法计算，取值介于0～1 000之间，是现有研究广泛采用的方法。本文将其除以100代表内部控制水平。
2.2.4 控制变量
双元创新投入可能受公司治理因素、企业经营状况、会计政策选择等因素影响。本文主要借鉴权小锋[28]的研究成果，选择如下控制变量：经营现金流、企业规模、资产负债率、营业能力、成长能力、投资支出、股权集中度、产权性质、行业变量、年份。
模型中各变量具体定义和计算方法如表1所示。
表1 变量定义及计算方式
Tab.1 Definitions of the variables and calculation methods
变量类型变量名称符号定义或计算方法因变量全样本创新投入探索式创新投入利用式创新投入Lnrd1Lnrd2Lnrd3企业研发费用总支出的自然对数R>0,D≥0企业研发费用总支出的对数R=0,D>0企业研发费用总支出的对数自变量结构权力所有制权力专家权力声誉权力CEO权力强度Power1Power2Power3Power4PowerCEO是否两职兼任和董事会规模是否高于行业平均水平CEO是否持股和机构投资者持股是否高于行业平均水平CEO是否有高级职称和任职时间是否高于行业平均水平CEO是否在外兼职和是否有高学历;以上四种权力加权平均得到调节变量市场化水平ML樊纲市场化指数2014—2017年手动匹配内部控制经营现金流ICCF迪博数据库内部控制指数/100经营活动的现金流量净额/营业收入企业规模Size当期期末总资产的自然对数资产负债率Lev企业上期期末的资产负债率盈利能力ROA当期总资产回报率成长能力Growth主营业务收入增长率控制变量成立年限Age企业成立年限到样本观测年的年数股权集中度Hold10前十大股东的持股占总股本比例产权性质Soe第一大股东股权性质,国有为1,非国有为0行业变量Industry以证监会行业分类的哑变量表示年份Year以哑变量表示
本文旨在研究CEO权力强度及其各维度与企业双元创新投入之间的关系，以及市场化水平和内部控制对上述关系的调节作用。根据前述理论分析和研究假设，借鉴张维今等[3]、王楠等(2017)的研究，建立创新投入基本模型和调节验证模型，如式(1)(2)所示。
LnRdi=βiCEOpi+βjControl+e
(1)
LnRdi=βiCEOpi+βkML/IC+βlCEO*ML/IC+βjControl+e
(2)
CEOpi代表CEO权力强度各维度，Control代表影响企业双元创新投入水平的其它控制变量，ML代表市场化水平，IC代表内部控制，e为随机干扰项。模型1验证CEO权力强度与企业创新投入的关系，模型2、3分别验证市场化水平和内部控制对CEO权力强度与企业创新投入的调节作用，模型4、5分别验证CEO权力强度各维度对企业双元创新投入的作用，模型6～9分别验证市场化水平和内部控制对CEO权力强度各维度与双元创新投入的调节作用。
表2为主要变量描述性统计结果，总样本数量达370个，全样本创新投入自然对数的均值为18.764，标准差为1.087，最小值为16.17，最大值为21.66，说明即便在创新表现较好的高新技术企业样本中，企业研发投入量仍具有较大差异。因此，有必要对企业创新投入进行划分，对探索式创新投入和利用式创新投入分别进行研究。
表2 主要变量描述性统计结果(分样本整理)
Tab.2 Descriptive statistical analysis of the main variables (sorted by sample)
变量 样本量 均值 标准误 极小值 极大值Lnrd137018.7641.08716.1721.66Lnrd2 21618.8531.12316.1721.66Lnrd315418.6411.02516.2321.29 Power3700.5070.2101Power13700.4320.34701Power23700.6430.32501Power33700.4220.49401Power43700.5320.3701 CF37022.3354.452-261.58360.71 ROA3704.17.177-77.4723.24Size37021.9321.01619.6924.87 Lev37032.72119.5761.499.52 Growth37022.96233.435-53.97222.53 Hold1037053.92313.20320.2990.26 Age37016.9814.273851 SOE3700.2510.43401
表3为主要变量Pearson相关性分析，CEO权力强度和全样本创新投入、探索式创新投入、利用式创新投入相关。结构权力与全样本创新投入、利用式创新投入、探索式创新投入负相关，所有制权力、专家权力和声誉权力与全样本创新投入、利用式创新投入、探索式创新投入正相关。企业经营性现金流、规模和资产负债率在各类样本中与创新投入均在1%的水平上显著正相关。这说明本文选取的自变量和控制变量是有效的。
表3 主要变量相关性统计结果(分样本整理)
Tab.3 Statistical analysis of the correlation of main variables (sorted by sample)
注：***、**、*分别表示1%、5%、10%的显著性水平，下同
变量企业创新投入利用式创新投入探索式创新投入Power0.098 3*0.038 9*0.107 2*Power1 -0.161 7***-0.189 5*-0.106 2**Power20.2292***0.228 0***0.210 0***Power30.104 8**0.084 0*0.143 0**Power40.037 6*0.014 9*0.029 1* CF0.397 7***0.556 6***0.314 3*** ROA0.064 4*0.106 60.037 1Size0.806 7***0.771 4***0.850 6*** Lev0.519 1***0.458 5***0.550 1*** Growth0.034 6*0.030 90.048 4 Hold10-0.047 9*-0.043 0-0.030 4 Age0.166 7 ***0.113 80.216 6*** SOE0.338 0***0.117 90.469 2***
CEO权力强度与企业双元创新投入的回归分析见表4。模型1回归系数为0.224 4，在10%的水平上显著，表明CEO综合权力强度能够显著促进企业创新投入，这与Anderson的研究结论一致，说明权力强度提升改变了CEO的风险承担偏好，从而促进企业创新投入，H1被验证。模型2解释了市场化水平对企业创新投入的调节效应，市场化水平对企业创新投入的回归系数为0.225 5，而市场化水平和权力强度的交叉项ML×Power系数为-0.305 6，表明市场化水平负向调节CEO权力强度对企业创新投入的作用，H2得到验证。模型3解释了内部控制对企业创新的调节效应，内部控制对企业创新投入的回归系数为0.181 4，内部控制和权力强度的交叉项IC×Power系数为-0.255 0，表明内部控制负向调节CEO权力强度对企业创新投入的作用，H3得到验证。
表4 回归估计结果
Tab.4 Regression analysis results
注:括号中数值为t值
变量模型1模型2模型3模型4模型5模型6模型7模型8模型9Power0.224 4*2.936 2***0.451 7**-1.7-3.02-2.32Power1-0.234 5**-0.251 0*-1.305 9**-0.173 0**-0.095 6***-0.281 9*(-2.03)(-1.70)(-2.17)(-2.31)(-2.69)(-1.74)Power20.427 0***0.422 3**0.498 4*1.062 9***0.563 2***0.574 4***-3.5-2.42-1.82-3.13-3.94-2.56Power30.022 3**0.213 91.484 5**0.769 4**0.101 5**0.200 7*-2.1-1.51-2.21-2.24-1.83-1.68Power40.093 7*0.0890.1708 2.671 6**0.148 6***0.108 4***-1.71-0.91-0.8-2.27-2.62-2.56ML0.225 5***0.070 4**0.157 0*-3.92-2.34-1.68ML*Power-0.305 6***(-2.84)IC0.181 4**0.779 7***0.380 3*-2.27-3.72-1.73IC*Power-0.255 0*(-1.67)Power1*ML0.114 50.053 8*-0.97-1.83Power2*ML-0.007 5*-0.159 7**(-1.81)(-2.17)Power3*ML-0.163 6**-0.108 3***(-2.17)(-3.43)Power4*ML-0.007 6*-0.290 3**(-1.66)(-2.21)Power1*IC-0.140 4**-0.317 5*(-1.93)(-1.69)Power2*IC0.521 4**0.305 2**-2.51-1.99Power3*IC0.379 1***0.004 0**-3.03-2.69Power4*IC0.628 4**0.068 1-2.58-0.81CF0.001 2*0.000 90.000 50.000 60.002 8***0.000 50.002 0**0.000 60.001 7**-1.69-1.27-0.78-0.56-3.09-0.52-2.11-0.67-2ROA0.008 7*0.009 6*0.002 70.032 1***0.000 20.032 9***0.002 70.015 6*0.000 3-1.65-1.86-0.58-3.71-0.03-3.75-0.44-1.95-0.06Size0.804 2***0.809 2***0.866 6***0.891 5***0.638 9***0.888 5***0.656 2***0.923 5***0.729 5***-15.8-16.25-18.98-14.19-8.67-14.14-8.38-16.43-10.98Lev0.001 70.002 90.000 70.0020.001 40.003 30.002 10.0010.002 6-0.68-1.21-0.33-0.65-0.38-1.51-0.54-0.34-0.8Growth0.000 70.000 40.001 6-0.001 40.001 8-0.001 40.001 8-0.000 90.003 2**-0.7-0.36-1.73(-1.16)-1.12(-1.13)-1.09(-0.78)-2.23Hold10-0.00 3-0.003 8-0.000 2-0.005 5-0.001 1-0.005 8-0.003 6-0.002 5-0.001 1(-1.10)(-1.41)(-0.08)(-1.58)(-0.29)(-1.56)(-0.93)(-0.80)(-0.31)Age0.012 20.007 80.001 20.007 70.015 20.005 80.012 70.001 70.002 8-1.46-0.94-0.16-0.69-1.37-0.51-1.13-0.17-0.28SOE0.008 70.049 5-0.060 30.149 2-0.272 2**0.139 9-0.2110.052 5-0.308 7**-0.1-0.57(-0.76)-1.35(-1.97)-1.23(-1.50)-0.53(-2.53)Cons0.831 4-1.21-0.247 6-0.945 44.161 6***-1.8020.018 8-1.150 72.381 8*-0.79(-1.05)(-0.26)(-0.74)-2.7(-0.93)-0.02(-1.00)-1.66Year控制控制控制控制控制控制控制控制控制Industry控制控制控制控制控制控制控制控制控制N370370370216154216154216154adj.R-sq0.655 50.670 60.728 10.748 30.652 60.769 20.701 40.819 80.762 4
进一步细分CEO权力强度，采用模型4和模型5验证CEO权力强度各维度对双元创新投入的作用。模型4结构权力的回归系数为-0.234 5，在5%的水平上显著，表明结构权力会抑制企业探索式创新投入；所有制权力的回归系数为0.427 0，在1%的水平上显著，表明所有制权力能够促进企业探索式创新投入；专家权力的回归系数为0.022 3，在5%的水平上显著，表明专家权力能够促进企业探索式创新投入；声誉权力的回归系数为0.093 7，在1%的水平上显著，表明声誉权力可以促进企业探索式创新投入。模型5结构权力的回归系数为-0.251 0，在10%的水平上显著，表明结构权力会抑制企业利用式创新投入；所有制权力的回归系数为0.422 3，在5%的水平上显著，表明所有制权力可以促进企业利用式创新投入；专家权力的回归系数为0.213 9，但不显著；声誉权力的回归系数为0.089 0，但不显著。综上可知，H1a、H1b、H1c、H1d得到验证。
进一步考虑调节效应，模型6～9分别验证CEO权力强度各维度对企业双元创新投入的调节作用。从中可以看出，相比于探索式创新投入，市场化水平对CEO权力强度各维度与利用式创新投入的调节效应更显著；相比于利用式创新投入，内部控制对CEO权力强度各维度与探索式创新投入的调节效应更显著。因此，H2a、H2b、H2c、H2d、H3a、H3b、H3c、H3d得到验证。
对自变量和因变量采取不同的数据处理方法，可能得到不同的分析结果，因而本文采用如下方法进行稳健性检验。首先改变CEO权力强度测量方法，再进行层次回归，以检验稳健性。结果发现，回归结果没有显著差异。采用指数构造法，构造CEO综合权力强度如式(3)所示。
(3)
其中，CEO Power表示CEO综合权力强度，Vi表示第i个CEO权力强度维度的方差，Poweri表示第i个CEO权力强度维度的取值。其中，Poweri是由其每个维度的测量指标构成。
本文从高阶理论出发，结合委托代理理论和资源依赖理论，对CEO权力与企业双元创新投入关系问题进行深入探讨，定量分析CEO权力强度及其各维度对企业双元创新投入的作用，同时，检验市场化水平和内部控制的调节作用。结果表明：CEO权力强度对企业创新投入具有促进作用；结构权力对探索式创新投入的抑制效应更显著，所有制权力、专家权力和声誉权力对探索式创新投入的促进效应更显著；市场化水平对CEO权力强度与利用式创新投入的调节效应更显著；内部控制对CEO权力强度与探索式创新投入的调节效应更显著。
现有CEO权力研究主要集中在不同年龄、教育背景、职业背景、风险偏好等个人特征对公司研发投资决策或结果的影响方面[29]，鲜有学者研究CEO权力强度与企业创新之间的关系。现有研究未区分创新和CEO权力的异质性[2,30,31]，往往将CEO权利作为单一变量分析其与企业创新间的关系，得出的结论也不一致。
本文将CEO权力与双元创新相结合，以CEO权力强度为出发点，研究CEO权力强度各维度对企业双元创新投入的作用，考虑到CEO权力的多维性和企业创新的异质性，探索性地解释现有研究结论不一致的原因。本文加入市场化水平和内部控制的调节作用，从内外两个方面揭示影响CEO战略实施的因素，解构CEO权力强度影响企业双元创新投入的作用路径，并验证市场化水平和内部控制的调节效应。本文将外部经理人市场引入新制度经济学，揭示市场化水平如何作用于CEO权力与企业双元创新投入间的关系，凸显出市场化水平的重要性。本文将委托代理理论和资源依赖理论引入研究，解释CEO权力强度与企业双元创新投入间的关系，从CEO权力出发，丰富了高阶理论和双元创新理论，突破了以往仅局限于组织内部的研究视角，从组织内外部视角解释CEO权力与双元创新的关系，弥补了现有文献的不足。
面对错综复杂与快速变化的外部环境，企业要实现技术升级和长远发展，就必须以双元创新作为战略手段，同时还要协调好双元创新关系[32]。本文研究结论对我国企业双元创新管理具有重要的实践意义，主要体现在以下几个方面：
(1)为了增强企业环境适应能力，避免“失败陷阱”和“成功陷阱”，应调整CEO权力强度各维度，以实现双元创新平衡。例如，企业可以通过设置董事长和CEO两职分离或缩小董事会规模等方式适当削弱结构权力，提高企业双元创新投入水平，也可以通过为CEO提供股权激励或者降低机构投资者持股比例，增大所有制权力以提高企业双元创新投入水平，还可以通过引入高级职称的外部专家或者留用任期长的内部专家增大专家权力，提高企业双元创新投入水平，甚至可以通过聘用外部联系广泛且具有高学历的CEO，增大声誉权力以提高企业双元创新投入水平。
(2)选择高市场化水平地区，增加企业利用式创新投入。相比于探索式创新投入，市场化水平对CEO权力强度与利用式创新投入的调节作用更显著。在市场化水平高的地区，董事会规模较大，机构投资者多样化，中小股东对公司的监控严格，要素市场自由流动，容易招聘到具有高级职称或者高学历的职业经理人，减小CEO的权力。因此，CEO在激烈的市场竞争下更倾向于通过增加利用式创新投入进行渐进性创新，提高效率，保持市场份额，提高企业短期生存能力。
(3)完善企业内部控制制度，提高企业探索式创新投入。相比于利用式创新投入，内部控制对CEO权力强度与探索式创新投入的调节作用更显著。在内部控制健全的公司，CEO两职分离，CEO股权激励制度完善，公司决策依赖于高层专家权力，并且企业倾向于选择高学历且拥有更多社会联系的人担任公司高层，CEO的权力增大。所以，CEO在完善的内部控制制度下倾向于通过增加探索式创新投入实现突破式创新，打破原有技术壁垒，掌握核心技术，注重企业长期发展。
由于数据收集存在一定难度，本文采用中证高新技术企业指数成分股数据，样本数量有限，可能存在一定局限性，后续可以以全体制造业上市公司作为研究样本进行进一步实证分析。对双元创新投入的衡量，本文选择研究和开发投入代表探索式创新投入与利用式创新投入，未来可以采用问卷调查法、文本分析法或国际专利分类号法等方法综合衡量企业双元创新水平。本文并未考虑CEO偏好、动机等特征对双元创新投入决策的可能影响，未来可以更为全面、深入地探索CEO对企业双元创新模式选择的影响因素及作用机制，进一步丰富和完善高阶理论。
[1] HAMBRICK D C,MASON P A.Upper echelons:the organization as a reflection of its top managers[J].Academy of Management Review,1984,9(2):193-206.
[2] 徐明霞.家族企业、CEO权力和企业创新效率[J].上海金融,2018(9):65-79.
[3] 张维今,李凯,王淑梅.CEO权力的调节作用下董事会资本对公司创新的内在机制影响研究[J].管理评论,2018,30(4):70-82.
[4] 史会斌,杨东.CEO权力配置对企业双元创新的影响研究[J].软科学,2017,31(11):49-51,61.
[5] 刘建民,周爽.CEO权力视角下研发创新投入对创业板企业绩效的影响研究[J].西南政法大学学报,2018,20(3):118-126.
[6] YADAV M S,PRABHU J C,CHANDY R K.Managing the future:CEO attention and innovation outcomes[J].Journal of Marketing,2007,71(4):84-101.
[7] CHEN H L.Board capital,CEO power and R&D investment in electronics firms[J].Corporate Governance:an International Review,2014,22(5):422-436.
[8] 毕晓方,翟淑萍,姜宝强.政府补贴、财务冗余对高新技术企业双元创新的影响[J].会计研究,2017(1):46-52,95.
[9] 邵剑兵,吴珊.高新技术企业股权激励与双元创新[J].研究与发展管理,2020,32(4):176-186.
[10] 徐伟,张荣荣,贾军,等.高新技术企业经理人来源对双元创新选择的影响研究[J].管理学报,2018,15(12):1819-1829.
[11] 李柏洲,殷婧钰,苏屹.年龄异质性、权力差距对双元创新绩效的影响:融洽程度的调节作用[J].科技进步与对策,2018,35(16):1-6.
[12] PETRUZZELLI A M.The impact of technological relatedness,prior ties,and geographical distance on university-industry collaborations:a joint-patent analysis[J].Technovation,2011,31(7):309-319.
[13] 杜善重,李卓.亲缘关系与双元创新:来自中国家族上市公司的经验证据[J].经济与管理研究,2019,40(10):115-131.
[14] 林钟高,常青.内部控制监管、内部控制缺陷及修复与董事会治理[J].会计与经济研究,2017,31(1):65-83.
[15] FINKELSTEIN S.Power in top management teams:dimensions,measurement,and validation[J].Academy of Management Journal,1992,35(3):505-538.
[16] BIRNBAUM R,CHRISTENSEN C M,CHRISTENSEN C M,et al.The innovator's dilemma:when new technologies cause great firms to fail[J].Academe,2005,91(1):80-84.
[17] 曾德明,李励,王泓略.研发强度对二元式创新的影响:来自汽车产业上市公司的实证研究[J].科学学与科学技术管理,2016,37(1):69-79.
[18] BIRKINSHAW J,GUPTA K.Clarifying the distinctive contribution of ambidexterity to the field of organization studies[J].Academy of Management Perspectives,2013,27(4):287-298.
[19] 陈艳,樊星,程媛.CEO权力强度、过度自信与财务报告舞弊[J].现代财经(天津财经大学学报),2017,37(10):78-89.
[20] MOM T J M,VAN DEN BOSCH F A J,VOLBERDA H W.Understanding variation in managers' ambidexterity:investigating direct and interaction effects of formal structural and personal coordination mechanisms[J].Organization Science,2009,20(4):812-828.
[21] 夏立军,方轶强.政府控制、治理环境与公司价值:来自中国证券市场的经验证据[J].经济研究,2005,40(5):40-51.
[22] 曹慧.市场化水平、管理层权力与高管薪酬激励[J].科技管理研究,2014,34(15):124-128.
[23] 杨德明,辛清泉.投资者关系与代理成本:基于上市公司的分析[J].经济科学,2006(3):47-60.
[24] 李万福,林斌,宋璐.内部控制在公司投资中的角色:效率促进还是抑制[J].管理世界,2011(2):81-99,188
[25] ZHANG I X.Economic consequences of the Sarbanes-Oxley act of 2002[J].Journal of Accounting and Economics,2007,44(1-2):74-115.
[26] 唐清泉,肖海莲.融资约束与企业创新投资—现金流敏感性:基于企业R&D异质性视角[J].南方经济,2012(11):40-54.
[27] 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.
[28] 权小锋,吴世农.CEO权力强度、信息披露质量与公司业绩的波动性:基于深交所上市公司的实证研究[J].南开管理评论,2010,13(4):142-153.
[29] 朱磊,徐晓彤,王春燕.产业环境、管理者任期与企业双元创新投资:来自创业板的经验数据[J].证券市场导报,2017(6):4-11,19.
[30] 贾新华,董保宝.CEO权力支配性对组织创新行为的倒U型影响[J].税务与经济,2020(2):28-35.
[31] 孙烨,邵方婧,尹曌天.董事会资本、CEO权力对企业技术创新的影响研究[J].湖北社会科学,2018(2):98-104.
[32] RIBAU C P,MOREIRA A C,RAPOSO M.The role of exploitative and exploratory innovation in export performance:an analysis of plastics industry SMEs[J].EuropeanJ of International Management,2019,13(2):224-246.