王兆文 黃 丹

(上海交通大學(xué) 安泰經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，上海 200030)

1 理論與假設(shè)

在家族企業(yè)ODI中，設(shè)立的取得方式能夠使母公司決定被投資企業(yè)的組織結(jié)構(gòu)，自由選擇外派或雇用當(dāng)?shù)貑T工，傳承母公司現(xiàn)有的企業(yè)文化，有利于保護(hù)家族社會情感財富。而采取并購時，被投資企業(yè)現(xiàn)有員工不一定都能對家族所有者忠誠，因而存在削弱家族對投資企業(yè)控制力的可能，并且家族所有者往往依賴被并購企業(yè)現(xiàn)有經(jīng)理人管理公司，賦予他們更多話語權(quán)，這使得并購模式不利于家族保護(hù)其社會情感財富。家族持股比例越高，家族所有權(quán)賦予家族影響企業(yè)戰(zhàn)略決策的能力越強，家族對于社會情感財富追求和保護(hù)的意愿越強，企業(yè)越傾向于選擇能夠保護(hù)社會情感財富的設(shè)立方式進(jìn)行ODI。而家族成員進(jìn)入企業(yè)董事會，參與企業(yè)管理，可以使家族企業(yè)所有者與管理者的利益趨于一致，從而傾向于以保護(hù)家族社會情感財富的設(shè)立方式進(jìn)行ODI。因此，我們得到以下假設(shè)：

H1a：家族持股比例與在ODI中選擇設(shè)立的取得方式呈顯著正相關(guān)。

H1b：家族管理涉入與在ODI中選擇設(shè)立的取得方式呈顯著正相關(guān)。

同樣，家族選擇全資的ODI持股方式，能夠使母公司保持對投資企業(yè)的完全控制，使被投資企業(yè)實施對家族所有者有利的決策。在合資方式下，企業(yè)往往需要咨詢當(dāng)?shù)氐暮腺Y方以實現(xiàn)目標(biāo)，合資方可能做出謀取私利的行為。因此，在家族持股比例高或家族涉入管理時，家族企業(yè)傾向于選擇全資的ODI持股方式以加強對海外資產(chǎn)的控制，從而保護(hù)社會情感財富。因此，我們得到以下假設(shè)：

H2a：家族持股比例與在ODI中選擇全資的持股方式呈顯著正相關(guān)。

H2b：家族管理涉入與在ODI中選擇全資的持股方式呈顯著正相關(guān)。

Root等指出四種國家風(fēng)險會顯著影響企業(yè)進(jìn)入投資所在國家的方式，包括普通政治風(fēng)險(如政治系統(tǒng)不穩(wěn)定)、所有權(quán)控制權(quán)風(fēng)險(如征收和干涉)、經(jīng)營風(fēng)險(如價格管制、當(dāng)?shù)睾恳?、轉(zhuǎn)移風(fēng)險(如貨幣兌換、匯款管制)。與設(shè)立方式相比，并購需要解決管理、文化、組織結(jié)構(gòu)整合的問題，當(dāng)投資地區(qū)風(fēng)險較大時，解決這些整合問題的難度和成本也更大，整合失敗帶來資源及聲譽的損失會使家族的社會情感財富受損。設(shè)立方式更好地連接了母公司和被投資企業(yè)的管理關(guān)系，具有戰(zhàn)略靈活性，因此在高投資風(fēng)險地區(qū)通過設(shè)立的方式進(jìn)入，更有利于減少投資失敗帶來家族社會情感財富損失的可能性。在全資與合資的選擇問題上，Hill等指出，地區(qū)風(fēng)險越高，企業(yè)在國際化時傾向于通過較少的資源承諾進(jìn)入以降低可能發(fā)生退出時帶來的損失，因而在高風(fēng)險的地區(qū)以合資方式進(jìn)行ODI，能夠減少投資退出時家族社會情感財富的損失。家族持股比例更高、家族涉入管理時，家族與企業(yè)的聯(lián)結(jié)更加緊密，家族成員對家族身份的認(rèn)同感更強，在投資風(fēng)險高的地區(qū)以低風(fēng)險的方式進(jìn)行ODI，能夠減少ODI失敗給社會情感財富帶來損失的可能性。由此得到以下假設(shè)：

H3a：地區(qū)投資風(fēng)險越高，家族持股比例對ODI中選擇設(shè)立方式的正效應(yīng)越強。

H3b：地區(qū)投資風(fēng)險越高，家族管理涉入對ODI中選擇設(shè)立方式的正效應(yīng)越強。

H4a：地區(qū)投資風(fēng)險越高，家族持股比例對ODI中選擇全資方式的正效應(yīng)越弱。

H4b：地區(qū)投資風(fēng)險越高，家族管理涉入對ODI中選擇全資方式的正效應(yīng)越弱。

以上假設(shè)可以總結(jié)為圖1的模型。

圖1 家族企業(yè)ODI模式選擇的假設(shè)模型

2 研究設(shè)計

2.1 樣本和數(shù)據(jù)

本研究對象為2016年之前上市且在2016年末有ODI存量的A股上市家族企業(yè)及其海外關(guān)聯(lián)公司，海外關(guān)聯(lián)公司包括海外子公司和聯(lián)營企業(yè)。本研究對家族企業(yè)定義為實際控制人為自然人，且有與實際控制人有親屬關(guān)系的家族成員持股、管理、控制上市公司或上市公司的控股股東公司。根據(jù)以上條件篩選，剔除最近三年有財務(wù)造假、實際控制人發(fā)生非家族內(nèi)變更的公司，再剔除僅在英屬維爾京群島、開曼群島設(shè)有海外關(guān)聯(lián)公司的企業(yè)，最終樣本為645家上市公司及其投資的2188家海外關(guān)聯(lián)公司。家族企業(yè)基礎(chǔ)數(shù)據(jù)來自CSMAR數(shù)據(jù)庫，并將數(shù)據(jù)與企業(yè)年報、公告人工核對進(jìn)行改正補充，財務(wù)數(shù)據(jù)來自Wind數(shù)據(jù)庫，其余數(shù)據(jù)來源在變量定義與測量部分介紹。

2.2 變量定義與測量

(1)因變量。ODI取得方式(EST)，當(dāng)海外關(guān)聯(lián)公司由設(shè)立方式取得時，該變量取1，由并購方式取得時，該變量取0。ODI持股方式(STAKE)為虛擬變量，當(dāng)海外關(guān)聯(lián)公司由母公司全資持股時，該變量取1，合資持股時，該變量取0。

(2)自變量。家族持股比例(OWN)，為2014—2016年家族對上市公司的平均持股比例，由實際控制人持股比例和家族其他成員持股比例相加得到。家族管理涉入(MGT)為虛擬變量，若2014—2016年家族企業(yè)的董事長或CEO由家族成員擔(dān)任則此變量取1，否則取0。

(3)調(diào)節(jié)變量。地區(qū)投資風(fēng)險(INV)，為PRS集團(tuán)在《國家風(fēng)險指南》中測量的分國別投資環(huán)境指數(shù)，該指南被廣泛用于學(xué)術(shù)研究。投資環(huán)境指數(shù)從合同可行性/征收(Contract Viability/Expropriation)、利潤轉(zhuǎn)回(Profits Repatriation)、支付延期(Payment Delays)3個維度評估，該指數(shù)越小表示所在地區(qū)投資風(fēng)險越大。

(4)控制變量。本研究借鑒以往的研究，設(shè)置了如下控制變量：

公司層面控制變量。董監(jiān)高海外背景(OVS)，為年末董監(jiān)高中有海外背景的人數(shù)占比，采用2014—2016年平均值，海外背景來源于公司年報中對董監(jiān)高的簡歷描述，若董監(jiān)高有海外求學(xué)或任職經(jīng)歷，認(rèn)為其有海外背景。家族資本化時間(YEAR)為家族進(jìn)入資本市場的時間，若企業(yè)上市時為家族控制，取上市日至2016年的年數(shù)，若企業(yè)上市時非家族控股，后來變更為家族控制，則取家族取得控制權(quán)的時間至2016年的年數(shù)。家族企業(yè)規(guī)模(SIZE)為2014—2016年平均總資產(chǎn)規(guī)模取自然對數(shù)?？傎Y產(chǎn)收益率(ROA)、資產(chǎn)負(fù)債率(LEV)均為2014—2016年平均值。所屬行業(yè)(MANU)衡量家族企業(yè)是否為制造業(yè)，若為制造業(yè)則取1，非制造業(yè)取0，行業(yè)分類參考證監(jiān)會標(biāo)準(zhǔn)。

國家層面控制變量。地理距離(GEO)，為ODI所在地與中國大陸的地理距離取自然對數(shù)，距離來自CEPII數(shù)據(jù)庫。地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平(GDPG)，為ODI所在地2014—2016年的GDP復(fù)合增長率。文化差異(CUL)采用Geert Hofstede國家文化差異指數(shù)，包括權(quán)力距離、不確定性規(guī)避、個人主義與集體主義、男性化與女性化、長期方向與短期規(guī)范方向及放縱與克制6個維度，本研究根據(jù)6個維度計算不同地區(qū)到中國的歐氏距離作為文化差異指標(biāo)。政府治理水平(WGI)，為世界銀行發(fā)布的世界治理指數(shù)，指標(biāo)包含話語權(quán)和責(zé)任、政治穩(wěn)定與無暴力、政府效率、監(jiān)管質(zhì)量、法治、腐敗控制6個維度，研究采用6個維度平均值衡量投資地區(qū)政府的治理水平。

2.3 初步統(tǒng)計分析

研究涉及的645家上市公司分布在全國28個省級地區(qū)，涵蓋15個行業(yè)大類。持股比例最低的家族僅持有上市公司9.03%的股權(quán)但仍被認(rèn)定為實際控制人，最大98%的持股比例是因為年報日首發(fā)尚未完成，股權(quán)未受稀釋。資本化時間最短的企業(yè)上市不滿1年，最長的已上市24年。

被投資的2188個海外關(guān)聯(lián)企業(yè)分布在全球75個國家和地區(qū)，有2086家為子公司，102家為聯(lián)營企業(yè)或合營企業(yè)；有1439家通過設(shè)立方式獲取，占65.8%；有1707家為母公司全資持有，占78%。這說明設(shè)立和全資持股為我國上市家族企業(yè)ODI的主流方式。涉及變量的均值、標(biāo)準(zhǔn)差、極值見表1。

表1 相關(guān)變量的描述性統(tǒng)計分析

2.4 相關(guān)性分析

進(jìn)行回歸分析前，先對模型中的變量進(jìn)行PEARSON相關(guān)性檢驗。根據(jù)檢驗結(jié)果，變量MGT與EST的相關(guān)系數(shù)顯著為正，符合預(yù)期；變量OWN與STAKE的相關(guān)系數(shù)顯著為正，符合預(yù)期；而變量OWN與EST、MGT與SATKE的相關(guān)性均不顯著，與預(yù)期的顯著正相關(guān)關(guān)系不符，本文將在后續(xù)的回歸分析中對上述變量的相關(guān)性進(jìn)一步檢驗。

3 分析結(jié)果

3.1 回歸結(jié)果分析

為驗證本研究提出的假設(shè)，使用STATA軟件對樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行LOGIT模型回歸，回歸結(jié)果列示于表2中。

模型(1)因變量為EST，檢驗OWN和MGT對EST的主效應(yīng)，模型在0.01水平上顯著，VIF小于10。從變量回歸系數(shù)來看，OWN的系數(shù)為正但不顯著，假設(shè)H1a未得到驗證。MGT系數(shù)在0.01水平上顯著為正，即由家族成員擔(dān)任董事長或CEO的家族企業(yè)，在進(jìn)行ODI時更傾向于選擇設(shè)立的取得方式，假設(shè)H1b得到驗證。

模型(2)因變量為STAKE，檢驗OWN和MGT對STAKE的主效應(yīng)，模型在0.01的顯著性水平下通過了顯著性檢驗，VIF小于10。從變量回歸系數(shù)來看，STAKE與OWN在0.01水平上顯著正相關(guān)，表明家族持股比例越大，家族企業(yè)在進(jìn)行ODI時越傾向于選擇全資持股，假設(shè)H2a得到驗證，而STAKE與MGT則在0.01水平上顯著負(fù)相關(guān)，即由家族成員擔(dān)任董事長或CEO的家族企業(yè)傾向于合資持股，這與假設(shè)H2b相反，將在后文討論。

模型(3)、(4)、(5)為引入地區(qū)投資風(fēng)險(INV)作為調(diào)節(jié)變量后的實證檢驗結(jié)果，由于假設(shè)H1a未能驗證，故H3a亦未能驗證，此處未列出。模型(3)因變量為EST，檢驗地區(qū)投資風(fēng)險(INV)對家族管理涉入(MGT)和ODI取得方式(EST)相關(guān)關(guān)系的調(diào)節(jié)作用。模型在0.01水平上通過了顯著性檢驗，VIF小于10。交乘項INV*MGT的系數(shù)在0.05水平上顯著為負(fù)，即地區(qū)投資風(fēng)險越高，家族管理涉入與ODI取得方式的相關(guān)性越強，家族成員擔(dān)任董事長或CEO的家族企業(yè)更傾向選擇設(shè)立而非并購，假設(shè)H3b得到驗證。

模型(4)因變量為STAKE，檢驗地區(qū)投資風(fēng)險(INV)對家族持股比例(OWN)和ODI持股方式(STAKE)相關(guān)關(guān)系的調(diào)節(jié)作用。模型在0.01水平上通過了顯著性檢驗，VIF小于10。交乘項INV*OWN的系數(shù)在0.05水平上顯著為正，即地區(qū)投資風(fēng)險越低，家族持股比例與ODI持股方式的相關(guān)性越強，家族持股比例越大的家族企業(yè)越可能在ODI中選擇全資持股而非合資持股，假設(shè)H4a得到驗證。

模型(5)因變量為STAKE，檢驗地區(qū)投資風(fēng)險(INV)對家族管理涉入(MGT)和ODI持股方式(STAKE)相關(guān)關(guān)系的調(diào)節(jié)作用。模型在0.01水平上通過了顯著性檢驗，VIF小于10。交乘項INV*MGT的系數(shù)在0.1水平上顯著為負(fù)，即投資所在地的投資風(fēng)險越高，家族管理涉入與ODI持股方式的相關(guān)性越強，家族成員擔(dān)任董事長或CEO的家族企業(yè)減少了對合資模式的偏好，這與假設(shè)H4b不一致，將在后文討論。

表2 LOGIT模型回歸結(jié)果

注：***P<0.01，**P<0.05，*P<0.1，括號內(nèi)為標(biāo)準(zhǔn)誤

3.2 研究結(jié)果討論

3.2.1家族企業(yè)ODI的取得方式

實證檢驗結(jié)果表明家族成員管理涉入對家族企業(yè)ODI取得方式有顯著影響，家族成員擔(dān)任董事長或CEO的企業(yè)ODI時更傾向于選擇設(shè)立而非并購，這與假設(shè)一致。由家族成員擔(dān)任董事長或CEO的家族企業(yè)，更加傾向于采取設(shè)立的ODI取得方式以保護(hù)社會情感財富。

引入調(diào)節(jié)變量后的回歸結(jié)果表明隨著地區(qū)投資風(fēng)險的提高，家族管理涉入與在ODI中選擇設(shè)立方式的正相關(guān)關(guān)系進(jìn)一步加強，這與假設(shè)一致。地區(qū)投資風(fēng)險越高，家族企業(yè)將面臨ODI后經(jīng)營及整合失敗帶來的資源及聲譽損失的風(fēng)險，從而損害家族的社會情感財富。相較于并購而言，新設(shè)由于具備更好的戰(zhàn)略靈活性，在投資風(fēng)險高的地區(qū)更好地保護(hù)了家族的社會情感財富。

3.2.2家族企業(yè)ODI的持股方式

根據(jù)回歸分析的結(jié)果，家族企業(yè)ODI選擇全資還是合資同時受家族持股比例和家族管理涉入兩個因素的影響。家族持股比例越高，家族企業(yè)越傾向于選擇全資的ODI持股方式，這與假設(shè)一致，但家族成員擔(dān)任董事長或CEO的家族企業(yè)則會傾向于選擇合資，這與原假設(shè)相悖。Miller等的研究為這樣的結(jié)果提供了新的理論思路，其將社會情感財富分為限制型和延伸型兩類：對限制型社會情感財富的保護(hù)引導(dǎo)家族重視對企業(yè)的控制，注重短期利益，使企業(yè)在戰(zhàn)略上更加保守；對延伸型社會情感財富的保護(hù)趨于長期導(dǎo)向，引導(dǎo)家族與外部相關(guān)者利益兼容，重視維護(hù)家族聲譽及家族企業(yè)與合作伙伴及社區(qū)的持久關(guān)系，讓家族、企業(yè)與利益相關(guān)者共同受益。

家族企業(yè)ODI中全資持股體現(xiàn)了家族對限制型社會情感財富的保護(hù)。在全資持股下，家族企業(yè)對被投資企業(yè)擁有絕對的控制權(quán)，可以主導(dǎo)被投資企業(yè)的戰(zhàn)略選擇、人事任免，傳承母公司文化；合資持股則體現(xiàn)了家族對延伸型社會情感財富的保護(hù)，合資雖然導(dǎo)致家族企業(yè)放棄對被投資企業(yè)的部分股權(quán)，但當(dāng)?shù)睾腺Y方(通常熟悉當(dāng)?shù)氐闹贫?、市場環(huán)境)的引進(jìn)為企業(yè)帶來了經(jīng)濟(jì)和信息上的資源，意味著風(fēng)險共擔(dān)和優(yōu)勢互補，也減少了家族企業(yè)自身的資源承諾，降低了投資風(fēng)險，更有利于被投資企業(yè)在當(dāng)?shù)氐拈L遠(yuǎn)發(fā)展，也能使家族企業(yè)建立與合資方的良好關(guān)系，增強了家族的延伸型社會情感財富。企業(yè)通過合資行為損失了部分限制型社會情感財富，但維護(hù)了延伸型社會情感財富。

家族持股使得家族財富與企業(yè)資產(chǎn)出現(xiàn)不同程度的重合，家族的財富和聲譽與企業(yè)緊密相連，為避免引入合資方削弱家族對海外資產(chǎn)的控制能力，企業(yè)更傾向于在ODI中保持絕對的控制權(quán)。而當(dāng)家族成員擔(dān)任CEO或董事長時，家族企業(yè)所有者即管理者，代理成本有效降低，家族企業(yè)將有一定的剩余資源，更有能力進(jìn)行長期投資，此時家族企業(yè)更傾向于保護(hù)延伸型社會情感財富，通過合資方式與合資方維持長久的合作關(guān)系。OWN與STAKE的正相關(guān)關(guān)系意味著家族持股比例越高，家族企業(yè)更關(guān)注對限制型社會情感財富的保護(hù)，而MGT與STAKE的負(fù)相關(guān)關(guān)系意味著家族成員管理涉入使得家族企業(yè)更關(guān)注對延伸型社會情感財富的保護(hù)。

引入地區(qū)投資風(fēng)險作為調(diào)節(jié)變量后，發(fā)現(xiàn)隨地區(qū)投資風(fēng)險的提高，持股比例與ODI持股方式的正相關(guān)性會減弱，即由家族持股引發(fā)的對限制型社會情感財富的保護(hù)會減弱。這是因為不良的投資環(huán)境會增加企業(yè)海外投資的風(fēng)險，投資失敗將使得家族的社會情感財富面臨更為嚴(yán)重的損失，因此家族企業(yè)不愿在ODI中做出較高的資源承諾，表現(xiàn)為更加傾向選擇合資的ODI持股方式。同時，家族管理涉入與持股方式的負(fù)相關(guān)性也會減弱，因為在高投資風(fēng)險的地區(qū)，家族企業(yè)與當(dāng)?shù)睾献鞣竭_(dá)成合資關(guān)系的難度增加，即使達(dá)成了合資，企業(yè)也面臨征收、外匯、利潤轉(zhuǎn)移、支付延期等風(fēng)險，與合資方難以保持良好而長久的合作關(guān)系，因而表現(xiàn)為地區(qū)投資風(fēng)險減弱了家族管理者選擇合資模式的傾向。

4 結(jié)論和局限性

本研究基于社會情感財富的視角研究了家族持股比例、家族管理涉入對家族企業(yè)ODI中取得方式和持股方式選擇模式的影響，以及地區(qū)投資風(fēng)險的調(diào)節(jié)作用。研究發(fā)現(xiàn)家族成員擔(dān)任董事長或CEO的家族企業(yè)更傾向于選擇設(shè)立而非并購的ODI方式以保護(hù)家族的社會情感財富，并且地區(qū)投資風(fēng)險越高，家族持股比例高的企業(yè)對設(shè)立的ODI模式偏好越強。在ODI持股方式的選擇中，家族持股比例和家族管理涉入存在不同影響，即出于對不同類型社會情感財富的保護(hù)，家族企業(yè)會做出不同的戰(zhàn)略選擇。家族持股比例高的家族企業(yè)越傾向于在ODI中選擇全資的持股方式以保護(hù)限制型社會情感財富，而由家族成員擔(dān)任董事長或CEO的家族企業(yè)傾向于在ODI中選擇合資的持股方式以保護(hù)延伸型社會情感財富，地區(qū)投資風(fēng)險削弱了家族持股比例高的企業(yè)對全資ODI模式的偏好，削弱了家族成員擔(dān)任董事長或CEO的企業(yè)對于合資ODI模式的偏好。

受限于樣本獲取，本研究也存在一定局限，主要體現(xiàn)在指標(biāo)測量上較為單一。(1)本研究將ODI持股方式分為全資和合資。實際上，在合資模式進(jìn)行的ODI中，母公司對被投資企業(yè)的持股比例也有很大差異，社會情感財富對于ODI中持股比例是否有影響仍有待研究。(2)在家族管理涉入的測量上，本研究使用董事長或CEO是否由家族成員擔(dān)任作為二元變量，未考慮家族成員擔(dān)任董事或其他高管的情形。實際中，家族成員很可能通過擔(dān)任董事的方式參與企業(yè)管理和決策，而董事會席位中家族成員的數(shù)量亦能夠反映家族成員涉入管理的程度，出任除CEO外的其他高管，如董事會秘書、財務(wù)總監(jiān)等，也能夠體現(xiàn)家族對企業(yè)的管理。今后的研究可以使用連續(xù)變量衡量ODI持股方式和家族管理涉入，嘗試對社會情感財富及其對ODI的影響做出更準(zhǔn)確的分析。