綦建紅 楊文慧

(山東大學(xué)，山東 濟(jì)南 250100)

一、引 言

出口產(chǎn)品質(zhì)量的提升，是中國(guó)應(yīng)對(duì)國(guó)際競(jìng)爭(zhēng)、打造貿(mào)易強(qiáng)國(guó)的重中之重。雖然近些年中國(guó)在出口導(dǎo)向型發(fā)展戰(zhàn)略的指引下，依托自然資源和人口紅利創(chuàng)造了“出口擴(kuò)張奇跡”，但出口到國(guó)際市場(chǎng)的產(chǎn)品常被冠以“低價(jià)低質(zhì)”的標(biāo)簽，多數(shù)出口企業(yè)仍位于全球價(jià)值鏈的中低端環(huán)節(jié)。當(dāng)下，中國(guó)經(jīng)濟(jì)正處于從高速增長(zhǎng)階段邁入高質(zhì)量發(fā)展階段的關(guān)鍵期，出口企業(yè)如何實(shí)現(xiàn)從數(shù)量擴(kuò)張型向質(zhì)量效益型的轉(zhuǎn)變，由依賴低成本的人力勞動(dòng)向引進(jìn)高層次人力資本的轉(zhuǎn)型，是需要學(xué)界和業(yè)界亟待探討并解決的問(wèn)題。

在已有文獻(xiàn)中，學(xué)者們分別考察了貿(mào)易自由化、生產(chǎn)率和融資約束等對(duì)企業(yè)出口質(zhì)量的影響(Curzi et al.,2012;Fan et al.,2015;張杰,2015)，但是尚無(wú)文獻(xiàn)從公司治理的角度對(duì)此問(wèn)題加以研究。事實(shí)上，董事會(huì)作為公司治理機(jī)制的核心，對(duì)企業(yè)出口戰(zhàn)略的制定發(fā)揮著舉足輕重的作用。特別是根據(jù)高階梯隊(duì)理論，董事的個(gè)人異質(zhì)性特征(包括背景特征、認(rèn)知能力、文化價(jià)值觀念等)在很大程度上決定了董事會(huì)職能的有效發(fā)揮和企業(yè)決策的制定(Volonté et al.,2016)。

值得一提的是，近些年越來(lái)越多的上市公司董事會(huì)青睞具有海外背景的董事。根據(jù)本文的樣本統(tǒng)計(jì)，2012—2016年1036家制造業(yè)上市公司中，曾經(jīng)或者正在具備海外背景董事的上市公司達(dá)到720家，占據(jù)全部樣本的比重高達(dá)69.5%。究其原因，海外背景通常意味著個(gè)體具備全球性戰(zhàn)略視野、高精化專業(yè)技能、敏銳的風(fēng)險(xiǎn)嗅覺(jué)和豐富的國(guó)際社會(huì)網(wǎng)絡(luò)資源，能夠成為該類董事的個(gè)人具有獨(dú)特的人力資本和社會(huì)資本優(yōu)勢(shì)。令人遺憾的是，鮮有文獻(xiàn)從實(shí)證層面考察海外背景董事對(duì)出口的經(jīng)濟(jì)效用，即上市公司海外背景董事的出現(xiàn)及其比例增加如何影響企業(yè)出口決策，特別是如何在增加數(shù)量還是提高質(zhì)量之間做出權(quán)衡，這是一個(gè)尚未解的謎團(tuán)。

為了解開上述謎團(tuán)，本文選取制造業(yè)上市公司數(shù)據(jù)，采用Heckman兩階段法考察海外背景董事對(duì)企業(yè)出口強(qiáng)度和出口質(zhì)量的影響。在此基礎(chǔ)上，進(jìn)一步依據(jù)資源依賴?yán)碚撆c高階梯隊(duì)理論，探究異質(zhì)性海外背景特征對(duì)出口強(qiáng)度和出口質(zhì)量的影響。

二、文獻(xiàn)綜述

隨著異質(zhì)性貿(mào)易理論的興起，國(guó)內(nèi)外學(xué)者對(duì)出口活動(dòng)的考察逐漸從宏觀層面擴(kuò)展到微觀層面，不但關(guān)注了生產(chǎn)率、規(guī)模等企業(yè)能力因素(Bonaccorsi,1992;錢學(xué)鋒 等,2011)和人力資本、研發(fā)等生產(chǎn)投入因素(劉志彪 等,2009)，而且也開始關(guān)注董事、CEO等高管層面對(duì)出口的影響(Calabrò et al.,2009;Gaur et al.,2015)。而后者的研究主要是依托資源依賴?yán)碚摵透唠A梯隊(duì)理論等經(jīng)典理論來(lái)展開。

根據(jù)資源依賴?yán)碚?，企業(yè)對(duì)外出口過(guò)程中，會(huì)面臨各類降低業(yè)績(jī)的外部障礙(Leonidou et al.,2011)。一方面，由于國(guó)際市場(chǎng)具有較高的不確定性和復(fù)雜性，出口活動(dòng)可能受制于航運(yùn)、外匯、國(guó)際政治等風(fēng)險(xiǎn)，出口戰(zhàn)略存在較大的失敗概率(Nelson,2000)；另一方面，企業(yè)在實(shí)地拓展出口業(yè)務(wù)時(shí)，可能面臨難以識(shí)別的政治風(fēng)險(xiǎn)、國(guó)際市場(chǎng)無(wú)法靈活進(jìn)退、東道國(guó)營(yíng)銷策略“水土不服”和市場(chǎng)開拓舉步維艱等問(wèn)題。為了克服出口障礙，Pearce et al.(1992)和Hillman et al.(2000)率先將公司治理與企業(yè)出口聯(lián)系起來(lái)研究，研究認(rèn)為，海外擴(kuò)張的障礙與壓力會(huì)迫使企業(yè)優(yōu)化決策中樞董事會(huì)結(jié)構(gòu)，憑借外部董事提供的資源瞄準(zhǔn)國(guó)際市場(chǎng)，以支持企業(yè)的出口活動(dòng)；與此同時(shí)，外部董事能夠利用多元知識(shí)、技能和經(jīng)驗(yàn)等無(wú)形資源識(shí)別風(fēng)險(xiǎn)，降低出口不確定性(Rivas，2012)。在此基礎(chǔ)上，Lu et al.(2009)采用中國(guó)樣本、Calabrò et al.(2013)采用挪威樣本、Herrera-Echeverri et al.(2016)采用哥倫比亞樣本，均證實(shí)了外部董事比例對(duì)企業(yè)出口強(qiáng)度具有正向促進(jìn)作用，其中在哥倫比亞，擁有外部董事的企業(yè)出口強(qiáng)度是沒(méi)有外部董事企業(yè)的2.9倍，凸顯了外部董事憑借其經(jīng)驗(yàn)和專業(yè)知識(shí)在緩解出口企業(yè)競(jìng)爭(zhēng)壓力、應(yīng)對(duì)文化差異方面的重要作用。

高階梯隊(duì)理論進(jìn)一步指出，董事受教育程度、從政經(jīng)歷、海外工作經(jīng)驗(yàn)等個(gè)人異質(zhì)性，亦會(huì)影響企業(yè)的出口決策效率，進(jìn)而影響出口績(jī)效。在受教育程度方面，Herrmann et al.(2005)和Barroso et al.(2011)分別基于美國(guó)和西班牙企業(yè)數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，董事的受教育程度與企業(yè)出口傾向存在正相關(guān)關(guān)系；在從政經(jīng)歷方面，Nam et al.(2018)以韓國(guó)上市公司為樣本發(fā)現(xiàn)，具有從政經(jīng)歷或政治關(guān)聯(lián)的董事能夠提高企業(yè)出口傾向，但是對(duì)出口強(qiáng)度并無(wú)顯著影響；而在海外工作經(jīng)驗(yàn)方面，F(xiàn)ilatotchev et al.(2009)和Oxelheim et al.(2013)采用中國(guó)和北歐企業(yè)樣本，以強(qiáng)調(diào)具有跨國(guó)公司工作經(jīng)驗(yàn)的董事與出口的關(guān)系，結(jié)果發(fā)現(xiàn)這些董事帶來(lái)了國(guó)際生產(chǎn)技術(shù)、管理技能和營(yíng)銷方法，與全球供應(yīng)商、零售商和金融服務(wù)商建立起廣泛的社會(huì)資本，從而顯著提高了企業(yè)的出口傾向和出口績(jī)效。與上述研究不同，許家云(2018)瞄準(zhǔn)更為廣泛的海歸背景進(jìn)行研究，研究發(fā)現(xiàn)，海歸背景不僅對(duì)企業(yè)出口產(chǎn)生了積極影響，而且正向的“出口拉動(dòng)”效應(yīng)在樣本期內(nèi)具有持續(xù)性和遞增性。

綜上，已有研究成果雖然初步揭示了上市公司擁有外部董事及董事的個(gè)人異質(zhì)性對(duì)出口傾向和出口強(qiáng)度的影響，但是仍然存在有待進(jìn)一步拓展和提升的空間，而這些缺憾也成為本文試圖有所探討的創(chuàng)新點(diǎn)所在。

其一，在已有研究成果中，尚無(wú)文獻(xiàn)將董事異質(zhì)性(特別是海外背景董事)與企業(yè)出口質(zhì)量決策聯(lián)系起來(lái)。對(duì)此，本文首次基于國(guó)泰安數(shù)據(jù)庫(kù)與中國(guó)海關(guān)數(shù)據(jù)庫(kù)的匹配樣本，并通過(guò)手工搜集匹配樣本的海外董事信息，從微觀層面考察了海外背景董事對(duì)企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量的影響。

其二，在企業(yè)存在資源約束的條件下，即使企業(yè)具有很強(qiáng)的出口傾向，也不得不在出口強(qiáng)度和出口質(zhì)量之間做出權(quán)衡。在這種情形下，海外背景董事傾向于選擇數(shù)量?jī)?yōu)先還是質(zhì)量?jī)?yōu)先在已有文獻(xiàn)中尚無(wú)法找到答案。為此，本文不但比較了海外背景董事對(duì)出口強(qiáng)度和出口質(zhì)量的線性影響，而且還考慮了潛在的非線性關(guān)系，印證了海外背景董事在增量和提質(zhì)之間所做出的短期權(quán)衡與長(zhǎng)期趨同。

其三，考慮到出口決策對(duì)董事的國(guó)際化知識(shí)、海外背景和社會(huì)資本網(wǎng)絡(luò)要求更高，因此已有文獻(xiàn)對(duì)董事海外背景的異質(zhì)性方面探討顯然較為薄弱。本文在專門強(qiáng)調(diào)海外背景董事對(duì)出口強(qiáng)度和出口質(zhì)量影響的基礎(chǔ)上，還進(jìn)一步考察了海外董事的異質(zhì)性特征，如區(qū)分海外工作與海外學(xué)習(xí)經(jīng)歷、高文化差異與低文化差異國(guó)家經(jīng)歷等。

三、典型化事實(shí)

(一)數(shù)據(jù)來(lái)源

本文選取的樣本是中國(guó)滬深兩市A股制造業(yè)上市公司，樣本期為2012—2016年。其中，財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)和董事簡(jiǎn)歷信息主要來(lái)源于國(guó)泰安數(shù)據(jù)庫(kù)(CSMAR)，并通過(guò)翻閱年報(bào)、查閱新浪財(cái)經(jīng)、百度百科等網(wǎng)站手工搜集補(bǔ)充董事海外經(jīng)歷信息；企業(yè)出口數(shù)據(jù)來(lái)源于中國(guó)海關(guān)數(shù)據(jù)庫(kù)，獲得包含出口商品編碼、出口國(guó)家、出口數(shù)量、出口金額在內(nèi)的信息。

首先，通過(guò)國(guó)泰安數(shù)據(jù)庫(kù)獲取中國(guó)滬深兩市A股制造業(yè)上市公司名單，得到1172家目標(biāo)企業(yè)。其次，通過(guò)核對(duì)樣本期內(nèi)企業(yè)名稱、企業(yè)曾用名、證券代碼、企業(yè)編碼，將目標(biāo)企業(yè)的財(cái)務(wù)、董事信息與海關(guān)數(shù)據(jù)庫(kù)提供的出口信息進(jìn)行匹配，能夠匹配到出口數(shù)據(jù)的視為出口企業(yè)，否則視為非出口企業(yè)，出口企業(yè)和非出口企業(yè)均同時(shí)保留在樣本中。最后，本文在合并樣本的基礎(chǔ)上進(jìn)行如下篩選和處理：(1)剔除樣本期間有風(fēng)險(xiǎn)警示(ST/*ST)的上市公司；(2)剔除董事會(huì)人數(shù)存在缺漏值或不合理值(大于19人)的企業(yè)樣本；(3)剔除雇員人數(shù)小于10的企業(yè)樣本；(4)剔除財(cái)務(wù)方面資產(chǎn)總額、固定資產(chǎn)凈額、銷售額、主營(yíng)業(yè)務(wù)收入中任意一項(xiàng)存在缺漏值、零值或負(fù)值的情況，以及總資產(chǎn)小于固定資產(chǎn)的、資產(chǎn)負(fù)債率大于1(即資不抵債)、累計(jì)折舊為負(fù)值的企業(yè)樣本；(5)剔除出口值嚴(yán)重缺失、出口值占銷售額比重介于0和1之外的出口企業(yè)樣本。最終獲得包含出口與非出口企業(yè)在內(nèi)的1036家制造業(yè)上市公司，共計(jì)73694個(gè)企業(yè)-年份-進(jìn)口國(guó)維度的觀測(cè)值。

(二)被解釋變量

本文的被解釋變量有二：一是企業(yè)出口強(qiáng)度，采用企業(yè)出口金額的對(duì)數(shù)值度量(許家云，2018)。二是出口產(chǎn)品質(zhì)量。考慮到產(chǎn)品質(zhì)量表達(dá)的是產(chǎn)品“優(yōu)劣”的信息(李坤望 等，2014)，且本身具有不可觀測(cè)性，本文參照Khandelwal et al.(2013)辦法，選擇近年來(lái)被廣泛采用的KSW方法，測(cè)算企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量，其基本邏輯如下：從需求層面引入消費(fèi)者對(duì)質(zhì)量的偏好，根據(jù)效用最大化原則推導(dǎo)得到包含質(zhì)量的需求函數(shù)，最終通過(guò)消費(fèi)數(shù)量、價(jià)格等相關(guān)信息來(lái)測(cè)算估計(jì)產(chǎn)品質(zhì)量。為此，一方面，參照宋超等(2017)的做法，將海關(guān)數(shù)據(jù)庫(kù)中每種產(chǎn)品的HS8編碼轉(zhuǎn)換為HS2007版本的HS6編碼，并將同一企業(yè)出口到同一國(guó)家的同一HS六位碼下的產(chǎn)品定義為相同產(chǎn)品，從而對(duì)相同產(chǎn)品的出口數(shù)量、出口金額進(jìn)行加總，再對(duì)產(chǎn)品出口價(jià)格求均值；另一方面，參照施炳展(2014)的做法，定義每一種產(chǎn)品的消費(fèi)數(shù)量，并利用回歸方程式得出包含產(chǎn)品質(zhì)量信息的殘差項(xiàng)，從而得出企業(yè)-年份-進(jìn)口國(guó)層面的產(chǎn)品質(zhì)量指標(biāo)。

(三)核心解釋變量

本文的核心解釋變量為具有海外背景的董事在董事會(huì)總?cè)藬?shù)中的占比(Oversea)。海外背景董事是指曾經(jīng)在中國(guó)大陸境外的國(guó)家(地區(qū))工作或者學(xué)習(xí)的董事(Giannetti et al.，2015；宋建波 等，2016)。在此基礎(chǔ)上，本文將董事的海外背景細(xì)分為海外學(xué)習(xí)和海外工作，如果董事曾在中國(guó)大陸以外的國(guó)家(地區(qū))獲得本科、碩士、博士學(xué)位或者擔(dān)任訪問(wèn)學(xué)者、接受培訓(xùn)等，則定義為具有海外學(xué)習(xí)經(jīng)歷；如果董事曾經(jīng)在境外國(guó)家(地區(qū))工作，則定義為具有海外工作經(jīng)歷。

如圖1所示，從存量來(lái)看，在2012—2016年1036家制造業(yè)上市公司中，曾經(jīng)或者正在擁有海外背景董事的上市公司達(dá)到720家，占全部樣本的69.5%；從流量來(lái)看，2012年擁有海外背景董事的上市公司僅有408家，占比為50.2%，而2016年攀升至597家，占比也相應(yīng)提高至58.6%，這表明上市公司愈加重視在董事會(huì)中增加海外背景的董事。

圖1 2012—2016年具有海外背景董事的上市公司數(shù)量與占比

在此基礎(chǔ)上，本文繪制了海外背景董事比例(Oversea)的核密度函數(shù)圖。如圖2(a)所示，這一變量主要集中于0～0.2之間，部分位于0.2～0.4之間，大于0.4的較少，這表明，雖然上市公司越來(lái)越重視海外背景的董事，但是海外背景董事所占的比例仍然維持在一個(gè)較低的水平。具體將董事的海外背景特征區(qū)分為海外工作和海外學(xué)習(xí)經(jīng)歷后可以發(fā)現(xiàn)，Oversea的分布狀況與全樣本相似，但是后者高于前者，這顯示出上市公司對(duì)海外學(xué)習(xí)經(jīng)歷的董事更為青睞。根據(jù)企業(yè)所有權(quán)性質(zhì)，將樣本企業(yè)劃分為國(guó)有企業(yè)(占比31.5%)、民營(yíng)企業(yè)(58.9%)和外資企業(yè)(3.5%)，從而進(jìn)一步繪制三類企業(yè)的海外背景董事比例核密度函數(shù)圖，具體見(jiàn)圖2(b)。由圖2(b)可以發(fā)現(xiàn)，三類企業(yè)海外背景董事分別集中分布在0～0.2、0～0.4、0～0.6之間，說(shuō)明外資企業(yè)對(duì)海外背景董事的偏好程度明顯高于民營(yíng)企業(yè)和國(guó)有企業(yè)。

(a)全樣本

(四)海外背景董事與出口關(guān)系初探

首先，本文將樣本企業(yè)劃分為“有海外背景董事的企業(yè)”和“無(wú)海外背景董事的企業(yè)”兩組，然后對(duì)兩個(gè)組別中企業(yè)的出口強(qiáng)度和出口質(zhì)量分別進(jìn)行均值t檢驗(yàn)，結(jié)果見(jiàn)表1。由表1可以初步發(fā)現(xiàn)，有海外背景董事的企業(yè)出口強(qiáng)度均值顯著高于無(wú)海外背景董事的企業(yè)，但出口質(zhì)量均值并不遵循這一規(guī)律。

表1 均值檢驗(yàn)結(jié)果

其次，采用Lowess方法分別繪制海外背景董事比例(Oversea)與企業(yè)出口強(qiáng)度、企業(yè)出口質(zhì)量的關(guān)系圖，具體見(jiàn)圖3。從圖3(a)可以看出，出口強(qiáng)度與海外背景董事比例呈線性正相關(guān)關(guān)系，表明在擴(kuò)大出口規(guī)模方面，海外背景董事由于熟悉國(guó)際市場(chǎng)運(yùn)作模式，能夠提供專業(yè)技能和適當(dāng)?shù)姆咒N經(jīng)驗(yàn)，可以幫助企業(yè)提高市場(chǎng)占有率和增加出口數(shù)量；圖3(b)則顯示，出口質(zhì)量與Oversea呈現(xiàn)出先下降、后上升的正U形關(guān)系，可能的原因在于：“質(zhì)”的變化非一朝一夕，需要更多內(nèi)驅(qū)力推動(dòng)變革，只有具有海外背景的董事達(dá)到一定比例后，才能實(shí)現(xiàn)決策團(tuán)隊(duì)的群體認(rèn)同、高效溝通，進(jìn)而使得具有國(guó)際化經(jīng)驗(yàn)的戰(zhàn)略決策得到推廣和實(shí)施，從而提高出口質(zhì)量。

最后，考察不同所有權(quán)性質(zhì)企業(yè)的海外背景董事與企業(yè)出口的關(guān)系，具體情況亦見(jiàn)圖3。在出口強(qiáng)度方面，不論是國(guó)有企業(yè)、民營(yíng)企業(yè)還是外資企業(yè)，均呈現(xiàn)出線性正相關(guān)關(guān)系，與全樣本情況基本保持一致，且這一關(guān)系在國(guó)有企業(yè)和外資企業(yè)中尤為突出；在出口質(zhì)量方面，國(guó)有企業(yè)和民營(yíng)企業(yè)的Oversea與其呈正U形曲線關(guān)系。其中，在民營(yíng)企業(yè)樣本中，曲線轉(zhuǎn)折點(diǎn)對(duì)應(yīng)的海外董事比例明顯低于國(guó)有企業(yè)，說(shuō)明海外背景董事在提高民營(yíng)企業(yè)產(chǎn)品質(zhì)量方面更為有效；而外資企業(yè)的海外背景董事對(duì)出口質(zhì)量的促進(jìn)作用僅限于一定范圍內(nèi)，即0.4～0.6的區(qū)間，這在一定程度上可以反映出下述情況：由于外資企業(yè)涉及與中國(guó)本土化的銜接，海外背景董事對(duì)出口質(zhì)量的促進(jìn)作用會(huì)受到更多的條件約束。

(a)出口強(qiáng)度

綜上，我們可以初步判斷，具有海外背景的董事對(duì)出口強(qiáng)度的促進(jìn)作用高于出口質(zhì)量，但是這一推斷是否成立，還需要進(jìn)一步嚴(yán)謹(jǐn)?shù)挠?jì)量檢驗(yàn)。

四、基本回歸結(jié)果

(一)模型構(gòu)建

為了檢驗(yàn)海外背景董事對(duì)出口強(qiáng)度和出口質(zhì)量的影響，本文以引力模型為基礎(chǔ)，采用OLS估計(jì)方法。如前所述，樣本中包含出口與非出口企業(yè)，除了非出口企業(yè)“零出口”外，還有215家出口企業(yè)在個(gè)別年份也存在“零出口”現(xiàn)象。若直接處理，將會(huì)產(chǎn)生樣本選擇偏差問(wèn)題；若忽略這一事實(shí)，所得到的估計(jì)結(jié)果將是有偏的。Heckman(1979)兩步法是處理這類問(wèn)題較為有效的計(jì)量工具(Nam et al.，2018)，其具體思路是：先對(duì)企業(yè)出口傾向的估計(jì)方程(1)進(jìn)行第一階段Probit回歸，考察企業(yè)是否選擇出口，由此提取逆米爾斯比率，然后將該比率作為控制變量納入第二階段，得到以出口強(qiáng)度或出口質(zhì)量為被解釋變量的估計(jì)方程(2)。具體模型設(shè)定如下：

P(Expit=1)=Φ(β0+β1Overseait+β×Controls+νt+νr+εit)

(1)

式(1)中，下標(biāo)i表示企業(yè)，t表示年份；Expit為企業(yè)出口虛擬變量[0，1]，如果出口額大于零，則Expit=1，反之，Expit=0；Oversea為衡量企業(yè)i在t年的海外背景董事比例；Controls代表控制變量；Φ(·)表示標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)累積分布函數(shù)；νt、νr分別表示年份、行業(yè)固定效應(yīng)；εit表示隨即擾動(dòng)項(xiàng)。

如果要解釋出口強(qiáng)度，則構(gòu)建式(2)：

Ln Valueitm=α0+α1Overseait+α2Ln Dism+α3Ln GDPmt+α×Controls+ζ×Imrit+νt+νr+εitm

(2)

其中：Ln Valueitm為企業(yè)i在t年到m國(guó)的出口價(jià)值量，用出口額的對(duì)數(shù)值表示，如果要解釋出口質(zhì)量，則將被解釋變量更換為出口質(zhì)量(Quaitm);Ln Dism為中國(guó)與進(jìn)口國(guó)m的首都距離的對(duì)數(shù)值，數(shù)據(jù)來(lái)源于CEPII-Gravity；Ln GDPmt為進(jìn)口國(guó)m在t年的人均GDP對(duì)數(shù)值，數(shù)據(jù)來(lái)源于世界銀行；Imrit為逆米爾斯比率，由第一階段Probit估計(jì)得到，若Imrit顯著不為0，則表明存在樣本選擇偏差，此時(shí)采用Heckman兩階段模型進(jìn)行估計(jì)是有效的。

在式(1)和式(2)中，本文選取的企業(yè)層面控制變量包括：(1)生產(chǎn)率(TFP)，參照魯曉東等(2012)的方法，以O(shè)lley et al.(1996)提出的OP方法為框架來(lái)計(jì)算全要素生產(chǎn)率；(2)企業(yè)規(guī)模(Size)，采用企業(yè)雇員人數(shù)并取對(duì)數(shù)表示；(3)企業(yè)年齡(Age)，以當(dāng)年年份與企業(yè)成立年份之差表示；(4)融資約束(Cash)，參考陽(yáng)佳余(2012)的做法，用企業(yè)經(jīng)營(yíng)活動(dòng)現(xiàn)金的凈流量與資產(chǎn)總額的比值表示，該值越大，表明企業(yè)面臨的融資約束程度越?。?5)資本密集度(Klaratio)，參考毛其淋等(2013)的做法，用固定資產(chǎn)凈額與雇員人數(shù)的比值再取對(duì)數(shù)表示，用其控制企業(yè)要素密集度對(duì)出口的影響；(6)人力資本(Wage)：參考盛丹等(2011)辦法，用企業(yè)應(yīng)付工資、應(yīng)付福利和應(yīng)付保險(xiǎn)之和與雇員人數(shù)的比值再取對(duì)數(shù)表示；(7)研發(fā)支出(Research)，用企業(yè)研發(fā)支出與雇員人數(shù)比值的對(duì)數(shù)形式表示。

各變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果見(jiàn)表2。由表2可以看出，出口強(qiáng)度和出口質(zhì)量的均值分別為14.04和0.562，說(shuō)明所選樣本的企業(yè)出口表現(xiàn)總體較好；其標(biāo)準(zhǔn)差分別為2.537、0.21，表明不同企業(yè)在出口強(qiáng)度和出口質(zhì)量方面均存在參差不齊的差距，追溯差距產(chǎn)生的原因則具有一定的經(jīng)濟(jì)學(xué)意義。與此同時(shí)，海外背景董事比例的均值為0.118，標(biāo)準(zhǔn)差為0.141，表明不同企業(yè)在海外背景董事選聘上各有側(cè)重。

表2 主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

(二)基準(zhǔn)回歸結(jié)果

表3匯報(bào)了海外背景董事比例與企業(yè)出口強(qiáng)度、出口質(zhì)量的估計(jì)結(jié)果。

表3 基準(zhǔn)回歸結(jié)果

列(1)為第一階段Probit回歸結(jié)果，由此提取的逆米爾斯比率(Imr)放入第二階段的估計(jì)系數(shù)，均保持在1%顯著性水平，證實(shí)了本文使用Heckman兩階段模型的合理性。由列(2)可知，Oversea的估計(jì)系數(shù)顯著為正，表明海外背景董事能夠在1%的顯著水平上提高企業(yè)出口強(qiáng)度；與之相反，列(3)的估計(jì)系數(shù)顯著為負(fù)，意味著海外背景董事比例較高，反而對(duì)提升出口質(zhì)量產(chǎn)生了負(fù)向影響。與此同時(shí)，海外背景董事比例對(duì)出口強(qiáng)度的影響系數(shù)(0.788)明顯高于對(duì)出口質(zhì)量的影響系數(shù)(0.054)。

為了考察海外背景董事與企業(yè)出口之間的非線性關(guān)系，本文還在回歸模型中加入了海外背景董事比例的平方項(xiàng)(Oversea2)。估計(jì)結(jié)果發(fā)現(xiàn)，海外背景董事比例的平方項(xiàng)對(duì)出口強(qiáng)度的估計(jì)系數(shù)依然顯著為正；而對(duì)出口質(zhì)量的估計(jì)系數(shù)也顯著轉(zhuǎn)為正數(shù)，從統(tǒng)計(jì)意義上表明，海外背景董事比例與出口質(zhì)量在1%的顯著水平上呈正U形關(guān)系。在非線性關(guān)系中，海外背景董事比例的平方項(xiàng)對(duì)出口強(qiáng)度的影響系數(shù)(0.565)依然遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于出口質(zhì)量(0.110)。

上述估計(jì)結(jié)果表明，海外背景董事對(duì)出口強(qiáng)度的促進(jìn)作用要明顯高于出口質(zhì)量，在企業(yè)資源約束的條件下，海外背景董事會(huì)在“增量”和“提質(zhì)”的權(quán)衡中優(yōu)先考慮數(shù)量導(dǎo)向。究其原因在于：在擴(kuò)大出口規(guī)模方面，海外背景董事能夠幫助企業(yè)建立東道國(guó)與母國(guó)之間的社會(huì)網(wǎng)絡(luò)，吸引更多的海外投資，同時(shí)幫助企業(yè)在海外市場(chǎng)拓展中跨越文化障礙，克服國(guó)際貿(mào)易往來(lái)中的非正式壁壘，降低交易成本，進(jìn)而提高企業(yè)出口強(qiáng)度。但是，在提升出口質(zhì)量方面，從公司治理角度來(lái)看，具有海外背景的董事傾向于采用西方化的治理模式和管理制度，其海外經(jīng)歷成為天然的“斷裂帶”，可能引發(fā)與其他董事理念不同、溝通不暢等問(wèn)題，由此該類董事在與出口質(zhì)量相關(guān)的戰(zhàn)略決策意見(jiàn)無(wú)法得到支持。只有當(dāng)海外背景董事的比例滿足群體特征、得到群體認(rèn)同時(shí)，才能有效表達(dá)個(gè)人意見(jiàn)，發(fā)揮海外背景這一特征的資源作用(Jackson et al.，1995；胡望斌 等，2014)。更重要的是，“質(zhì)”的飛躍依靠技術(shù)升級(jí)與“量”的積累，提升質(zhì)量的難度遠(yuǎn)高于增加數(shù)量，因?yàn)檫@需要研發(fā)投資、技術(shù)創(chuàng)新等多方面的資源整合、協(xié)同并進(jìn)(施炳展 等，2014)。具有海外背景的董事在企業(yè)中達(dá)到一定比例后，從而形成群體認(rèn)同，才能夠群策群力，有效利用國(guó)際化先進(jìn)技術(shù)和產(chǎn)品營(yíng)銷理念，正確引領(lǐng)出口產(chǎn)品的改善方向，當(dāng)產(chǎn)品研發(fā)投資和創(chuàng)新產(chǎn)出積累到一定程度時(shí)，才能夠整體優(yōu)化企業(yè)出口質(zhì)量。因此，隨著海外背景董事比例的進(jìn)一步提升，其對(duì)企業(yè)出口“提質(zhì)”戰(zhàn)略的影響力將會(huì)明顯增強(qiáng)，從而在數(shù)量導(dǎo)向和質(zhì)量導(dǎo)向中體現(xiàn)出短期權(quán)衡和長(zhǎng)期趨同的走勢(shì)。

(三)內(nèi)生性檢驗(yàn)

雖然基準(zhǔn)回歸結(jié)果能夠?yàn)楹Ｍ獗尘岸略谔岣叱隹趶?qiáng)度和出口質(zhì)量方面呈現(xiàn)出差異性提供一定證據(jù)，但是這一結(jié)果是否可信，還需要考慮如下潛在的內(nèi)生性問(wèn)題：擁有較高出口強(qiáng)度和出口質(zhì)量的企業(yè)通常也伴隨著更多的成長(zhǎng)機(jī)會(huì)，這類企業(yè)更有可能吸引、選拔和聘用具有國(guó)際化視野和管理才能的海外背景人才。該內(nèi)生性問(wèn)題的存在，有可能導(dǎo)致基準(zhǔn)回歸結(jié)果產(chǎn)生偏誤，因此，本文試圖尋找工具變量和滯后一期方法來(lái)處理內(nèi)生性問(wèn)題。

1.工具變量法

本文借鑒Duan et al.(2016)和Dai et al.(2018)的研究辦法，選取如下兩個(gè)工具變量：(1)虛擬變量(IB)，2012—2016年間，若某年某省份擁有IB課程的國(guó)際學(xué)校，則該年位于該省份的企業(yè)樣本取值為1，否則為0，數(shù)據(jù)來(lái)源為IBO官方網(wǎng)站。IB課程是國(guó)際文憑組織(International Baccalaureate Organization，簡(jiǎn)寫為IBO)針對(duì)全球3～19歲學(xué)生開設(shè)、為全球教育界認(rèn)可的國(guó)際課程，被156個(gè)國(guó)家和地區(qū)5325所國(guó)際學(xué)校所認(rèn)可，致力于幫助學(xué)生獲得大學(xué)入學(xué)資格而設(shè)立IB文憑課程，其成績(jī)被79個(gè)國(guó)家和地區(qū)的1984所國(guó)際高校承認(rèn)。(2)虛擬變量(Christian)，截至1920年年末，若基督教傳教士在中國(guó)某省份創(chuàng)辦了外國(guó)兒童學(xué)校，則對(duì)總部位于該省份的樣本企業(yè)取值為1，否則為0。數(shù)據(jù)來(lái)源為中華續(xù)行委辦會(huì)調(diào)查特委會(huì)編著的《1901—1920年中國(guó)基督教調(diào)查資料》。

本文選取上述兩個(gè)變量作為董事海外背景特征工具變量，原因主要有三：一是IB學(xué)校的存在可滿足海外背景董事對(duì)子女進(jìn)行高質(zhì)量國(guó)際教育的需求，幫助其子女獲得英國(guó)、美國(guó)、澳洲、加拿大等國(guó)家上千所大學(xué)的入學(xué)資格，增加了該地區(qū)對(duì)海外背景董事的吸引力，提高海外背景董事在當(dāng)?shù)仄髽I(yè)求職傾向。同時(shí)，2012—2016年間中國(guó)IB學(xué)校由65所增加至104所，換言之，工具變量IB在樣本期內(nèi)具有時(shí)間維度上的動(dòng)態(tài)性，可在一定程度上反映海外背景董事的增長(zhǎng)趨勢(shì)。二是工具變量Christian考慮了歷史因素的長(zhǎng)遠(yuǎn)影響，即擁有外國(guó)兒童學(xué)校的地區(qū)早期較易受到學(xué)校帶來(lái)的西方思想文化的影響。一方面，憑借其偏西方的價(jià)值氛圍，吸引具有海外背景的人才，一定程度上提高了海外背景董事受聘于當(dāng)?shù)仄髽I(yè)的可能性；另一方面，由于早期當(dāng)?shù)鼐用袷芪鞣轿幕挠绊?，未?lái)去往國(guó)外發(fā)展的選擇概率更高。當(dāng)這些人學(xué)成歸國(guó)后，更有可能回到當(dāng)?shù)夭⑷温氂诋?dāng)?shù)仄髽I(yè)。三是IB學(xué)校與外國(guó)兒童學(xué)校同屬教育行業(yè)范疇，兩個(gè)工具變量不會(huì)直接影響企業(yè)出口行為。基于此，本文將上述兩個(gè)變量引入方程，使用工具變量法GMM估計(jì)處理內(nèi)生性問(wèn)題，結(jié)果見(jiàn)表4。

表4 內(nèi)生性檢驗(yàn)：工具變量法

表4的列(1)匯報(bào)第一階段的回歸結(jié)果，其中被解釋變量為具有海外背景的董事比例(Oversea)。工具變量IB和Christian的估計(jì)系數(shù)顯著為正，與預(yù)期相符，表明擁有IB學(xué)?；蚧浇虅?chuàng)辦的外國(guó)兒童學(xué)校的地區(qū)，當(dāng)?shù)仄髽I(yè)雇傭的董事中擁有海外背景特征的人數(shù)占比較高。同時(shí)，兩個(gè)工具變量的C-D Wald F統(tǒng)計(jì)量在1%的顯著性水平下為1383.324，拒絕了弱工具變量假設(shè)。列(2)—列(5)是第二階段的回歸結(jié)果，其中列(2)、列(4)為出口強(qiáng)度的估計(jì)結(jié)果，Oversea的系數(shù)均顯著為正；列(3)、列(5)為出口質(zhì)量的估計(jì)結(jié)果，Oversea和Oversea2的系數(shù)一負(fù)一正，分別在1%、10%的水平上顯著，再次證實(shí)了存在正U形關(guān)系。由此可見(jiàn)，在控制了潛在的內(nèi)生性問(wèn)題后，海外背景董事對(duì)“增量”的促進(jìn)力度依然顯著優(yōu)于“提質(zhì)”，隨著海外背景董事比例的提高，“增量”和“提質(zhì)”的戰(zhàn)略導(dǎo)向?qū)②呁藭r(shí)研究結(jié)論依然成立。

2.滯后一期處理

本文通過(guò)選取海外背景董事比例的滯后一期變量，減少企業(yè)由于出口行為高光表現(xiàn)而吸引更多海外人才導(dǎo)致的內(nèi)生性問(wèn)題。表5給出了使用滯后一期Oversea進(jìn)行回歸的結(jié)果。由表5可以發(fā)現(xiàn)，Oversea和Oversea2對(duì)出口強(qiáng)度、出口質(zhì)量的估計(jì)系數(shù)與基準(zhǔn)回歸結(jié)果相似，說(shuō)明海外背景董事對(duì)出口強(qiáng)度和出口質(zhì)量的影響并未受到內(nèi)生性問(wèn)題的干擾；同時(shí)，海外背景董事只有達(dá)到一定比例(約42.11%)后，才能促進(jìn)出口質(zhì)量的優(yōu)化，再次強(qiáng)調(diào)了海外背景董事更傾向于“增量”而非“提質(zhì)”的短期權(quán)衡和長(zhǎng)期趨同。

表5 內(nèi)生性檢驗(yàn)：Oversea滯后項(xiàng)

(四)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了驗(yàn)證基準(zhǔn)回歸結(jié)果的可靠性，本文還進(jìn)行了被解釋變量更換、樣本更換和似不相關(guān)回歸三種穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

1.被解釋變量的更換

對(duì)于出口強(qiáng)度變量，參考岳文等(2017)的研究，本文使用企業(yè)出口額與當(dāng)年銷售額的比值來(lái)更換。對(duì)于出口質(zhì)量變量，則進(jìn)一步進(jìn)行優(yōu)化：一方面，借鑒Khandelwal(2010)和許家云(2018)的方法，由于企業(yè)產(chǎn)品種類是市場(chǎng)規(guī)模的函數(shù)，在測(cè)算企業(yè)出口產(chǎn)品質(zhì)量時(shí)加入企業(yè)所在省份的國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值，以此來(lái)反映產(chǎn)品水平多樣化特征；另一方面，按照Nevo(2001)、施炳展等(2014)的做法，選擇企業(yè)在其他市場(chǎng)出口產(chǎn)品的平均價(jià)格作為該企業(yè)在進(jìn)口國(guó)市場(chǎng)出口產(chǎn)品價(jià)格的工具變量，并剔除總樣本中缺少該工具變量的數(shù)據(jù)條目，以此解決產(chǎn)品質(zhì)量與產(chǎn)品價(jià)格之間存在的內(nèi)生性問(wèn)題。表6的估計(jì)結(jié)果顯示，海外背景董事比例對(duì)出口強(qiáng)度、出口質(zhì)量的估計(jì)系數(shù)符號(hào)均與前文保持一致。其中，海外背景董事比例在達(dá)到約43.29%后才能提升出口質(zhì)量，并未真正影響基本結(jié)論。

2.樣本更換

考慮到港澳臺(tái)地區(qū)與中國(guó)大陸在地域、文化上較為接近，故本文排除只具有港澳臺(tái)背景的董事，而重新采用核算海外背景董事比例的樣本再次進(jìn)行實(shí)證回歸，結(jié)果亦見(jiàn)表6。樣本更換并不影響與基準(zhǔn)結(jié)果的相似性。

表6 穩(wěn)健性檢驗(yàn)：變量與樣本更換

3.似不相關(guān)回歸

本文涉及兩個(gè)被解釋變量——出口強(qiáng)度和出口質(zhì)量，二者均會(huì)受到同一企業(yè)同期內(nèi)部管理、經(jīng)營(yíng)狀況等因素的影響，致使二者回歸方程的擾動(dòng)項(xiàng)同期相關(guān)。在這種情況下，同時(shí)將出口強(qiáng)度和出口質(zhì)量納入多方程系統(tǒng)進(jìn)行聯(lián)合估計(jì)，這能夠提高估計(jì)效率，且兩類樣本的實(shí)證模型設(shè)定相同，可以直觀比較同一核心解釋變量Oversea的估計(jì)系數(shù)。因此，本文借鑒Ralhan(2006)和Mao(2016)做法，采用Zellner(1962)提出的似不相關(guān)回歸(Seemingly Unrelated Regressions，SUR)模型進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，結(jié)果見(jiàn)表7。

表7 穩(wěn)健性檢驗(yàn)：似不相關(guān)回歸(SUR)

表7先匯報(bào)了使用SUR模型的假設(shè)檢驗(yàn)結(jié)果，在線性和非線性關(guān)系下Breusch-Pagan檢驗(yàn)LM統(tǒng)計(jì)量分別為43.936、10.966，均保持在1%的顯著性水平，表明使用SUR模型的合理性。在此基礎(chǔ)上，線性關(guān)系下Oversea對(duì)出口強(qiáng)度和出口質(zhì)量的回歸系數(shù)一正一負(fù)，非線性關(guān)系下Oversea與出口質(zhì)量之間滿足正U形關(guān)系，與基準(zhǔn)回歸結(jié)果一致，再次證明了前文結(jié)論的穩(wěn)健性。

五、異質(zhì)性擴(kuò)展

考慮到企業(yè)的異質(zhì)性特征同樣也會(huì)對(duì)海外背景董事與出口之間的關(guān)系產(chǎn)生影響，本文將進(jìn)一步區(qū)分企業(yè)所有制性質(zhì)、海外背景類型、文化差異程度，以進(jìn)行擴(kuò)展研究。

(一)企業(yè)所有制

董事是公司治理的核心。一方面,公司治理在不同所有權(quán)結(jié)構(gòu)中存在差異，必然對(duì)企業(yè)出口產(chǎn)生不同的影響(Filatotchev et al.，2008；Hobdari et al.，2011)；另一方面,海外背景特征優(yōu)勢(shì)的發(fā)揮亦受制于不同所有制企業(yè)的資源環(huán)境(Dai et al.，2018)。根據(jù)資源依賴?yán)碚?，?guó)有企業(yè)不但具有不可替代的資源稟賦優(yōu)勢(shì)(包括融資便利、政府補(bǔ)貼扶持等)，而且與政府部門具有潛在的密切聯(lián)系，可以更快、更便捷地獲取行業(yè)政策信息，從而能夠彌補(bǔ)企業(yè)出口決策時(shí)本土資源不足的短板；外資企業(yè)與國(guó)際接軌程度相對(duì)較高，擁有海外經(jīng)驗(yàn)、技術(shù)、文化等方面的國(guó)際資源，能夠與海外背景董事在出口方面的優(yōu)勢(shì)產(chǎn)生協(xié)同效應(yīng)。由此可見(jiàn)，區(qū)分企業(yè)所有制類型，對(duì)于進(jìn)一步厘清海外背景董事對(duì)企業(yè)出口的作用機(jī)理是非常必要的。據(jù)此，本文將全樣本劃分為國(guó)有企業(yè)、民營(yíng)企業(yè)、外資企業(yè)三組，以分別考察每組內(nèi)部海外背景董事與出口強(qiáng)度、出口質(zhì)量的關(guān)系，并進(jìn)行對(duì)比分析，分組回歸結(jié)果見(jiàn)表8。

表8 基于企業(yè)所有制的分組檢驗(yàn)結(jié)果

表8的估計(jì)結(jié)果顯示，在三類企業(yè)中，海外背景董事對(duì)出口強(qiáng)度均具有穩(wěn)健的促進(jìn)作用，對(duì)出口質(zhì)量的正U形作用也不會(huì)受到企業(yè)所有制性質(zhì)的影響。但是與此同時(shí)，董事的海外背景特征對(duì)外資企業(yè)出口強(qiáng)度和民營(yíng)企業(yè)出口質(zhì)量的促進(jìn)程度要更為明顯。具體而言，在經(jīng)濟(jì)意義上，海外背景董事的比例每增加一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差，將帶來(lái)國(guó)有企業(yè)、民營(yíng)企業(yè)、外資企業(yè)的出口強(qiáng)度分別增加0.58%、0.56%、0.75%(1)經(jīng)濟(jì)顯著性的計(jì)算為解釋變量的回歸系數(shù)乘以描述性統(tǒng)計(jì)中的標(biāo)準(zhǔn)差，再除以被解釋變量的均值。，這意味著外資企業(yè)中董事的海外背景特征對(duì)出口強(qiáng)度的促進(jìn)程度更高。如上所述，外資企業(yè)與國(guó)際接軌程度更高，外資企業(yè)在識(shí)別出口風(fēng)險(xiǎn)、海外市場(chǎng)運(yùn)作模式上較易與海外背景董事產(chǎn)生共鳴，達(dá)成某種共識(shí)，還能夠提供國(guó)際化管理經(jīng)驗(yàn)和國(guó)際市場(chǎng)信息，其國(guó)際資源與董事的海外背景優(yōu)勢(shì)產(chǎn)生協(xié)同效應(yīng)，從而提高出口規(guī)模。與之不同是，若海外背景董事在國(guó)有企業(yè)、民營(yíng)企業(yè)、外資企業(yè)中發(fā)揮出口質(zhì)量提升作用，其數(shù)量分別需要達(dá)到董事會(huì)人數(shù)的64.14%、20.94%、45.53%，這說(shuō)明對(duì)于民營(yíng)企業(yè)而言，海外背景董事促進(jìn)出口質(zhì)量提升的比例門檻是最低的。究其原因，民營(yíng)企業(yè)具有相對(duì)靈活的經(jīng)營(yíng)方式，自主掌控的技術(shù)資金，更易受市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)壓力的驅(qū)使，一旦海外背景董事提出產(chǎn)品改善計(jì)劃，民營(yíng)企業(yè)會(huì)積極快速響應(yīng)，發(fā)揮相應(yīng)優(yōu)勢(shì)，努力利用董事的海外背景資源開展出口質(zhì)量升級(jí)活動(dòng)，以擴(kuò)大盈利空間。相比之下，國(guó)有企業(yè)的出口競(jìng)爭(zhēng)壓力較小，做出改變的積極性較低，且其出口容易受到東道國(guó)基于政治顧慮的抵制，在一定程度上阻礙了資源稟賦優(yōu)勢(shì)和海外背景董事優(yōu)勢(shì)的發(fā)揮。

(二)海外背景類型

海外工作和海外學(xué)習(xí)是董事海外背景的兩種具體來(lái)源。根據(jù)高階梯隊(duì)理論，兩類不同海外經(jīng)歷的董事在國(guó)際市場(chǎng)經(jīng)驗(yàn)、人力資本資源和國(guó)際社會(huì)網(wǎng)絡(luò)方面的優(yōu)勢(shì)各有側(cè)重：海外工作董事在海外市場(chǎng)的熟悉度和社會(huì)關(guān)系的廣泛性上略勝一籌，而海外學(xué)習(xí)董事在產(chǎn)品技術(shù)的理論學(xué)習(xí)和跨文化交流方面更有心得，由此二者對(duì)出口強(qiáng)度和出口質(zhì)量的影響必然存在差異。基于此，本文有必要進(jìn)一步區(qū)分海外背景類型展開討論。表9考察了兩種不同類型的董事對(duì)企業(yè)出口的影響。表9估計(jì)結(jié)果表明，不論是具有海外工作背景抑或是具有海外學(xué)習(xí)背景的董事，均可提高企業(yè)出口強(qiáng)度，且當(dāng)這一背景來(lái)源于海外工作經(jīng)歷時(shí)，系數(shù)(1.468)高于海外學(xué)習(xí)經(jīng)歷(1.386)，表明董事的海外工作經(jīng)歷對(duì)出口強(qiáng)度的促進(jìn)作用優(yōu)于海外學(xué)習(xí)；同時(shí)，海外工作背景董事與出口質(zhì)量之間仍然滿足正U形關(guān)系，但是董事的海外學(xué)習(xí)經(jīng)歷依然為負(fù)，且在10%的水平上顯著，說(shuō)明海外學(xué)習(xí)經(jīng)歷的董事即使增加到一定比例，也無(wú)法發(fā)揮提升出口質(zhì)量的作用。究其原因在于，海外工作董事制定的出口決策與戰(zhàn)略更有可行性和有效性，憑借海外工作經(jīng)驗(yàn)?zāi)軌驇椭髽I(yè)了解國(guó)外市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)環(huán)境，敏銳發(fā)現(xiàn)市場(chǎng)需求，利用國(guó)際網(wǎng)絡(luò)關(guān)系拓寬出口“增量”渠道，以準(zhǔn)確把握產(chǎn)品營(yíng)銷渠道與改進(jìn)方向，直指出口產(chǎn)品弱點(diǎn)，找出“提質(zhì)”關(guān)鍵點(diǎn)和正確方向。相比之下，海外學(xué)習(xí)經(jīng)歷為董事所帶來(lái)的理論經(jīng)驗(yàn)還需要在長(zhǎng)期實(shí)踐中進(jìn)一步檢驗(yàn)與錘煉。

表9 基于海外背景類型的分組檢驗(yàn)結(jié)果

(三)海外文化差異

與中國(guó)崇尚集體主義的傳統(tǒng)文化不同，西方文化的典型特征是個(gè)人主義(Hofstede，2003)。根據(jù)高階梯隊(duì)理論，具有海外背景的董事長(zhǎng)期深入地接觸西方社會(huì)，接受西方文化的熏陶，會(huì)帶來(lái)個(gè)人認(rèn)知觀念顯著變化，進(jìn)而改變出口決策偏好(Sampson，1986)。其歸國(guó)后與其他董事間會(huì)產(chǎn)生不同的行為模式：對(duì)內(nèi)產(chǎn)生文化觀念差異，對(duì)外表現(xiàn)出不同的風(fēng)險(xiǎn)偏好(McDaniels et al.，1991)，不同的出口決策傾向有可能導(dǎo)致企業(yè)內(nèi)部產(chǎn)生矛盾與沖突，降低整體運(yùn)營(yíng)效率。換言之，海外背景董事與其他員工的文化差異有可能會(huì)抑制海外背景優(yōu)勢(shì)的發(fā)揮和企業(yè)出口績(jī)效的提升。為了探究不同文化差異環(huán)境下海外背景董事與中國(guó)企業(yè)出口的關(guān)系，本文進(jìn)一步識(shí)別董事的海外居留國(guó)情況，按照Hofstede(2003)提出的文化維度模型，確定不同國(guó)家的個(gè)人主義傾向強(qiáng)度，并參照柳光強(qiáng)等(2018)的做法，依據(jù)董事海外經(jīng)歷所在的國(guó)家，確定其背景文化中最高的個(gè)人主義傾向強(qiáng)度，將其作為該董事海外背景文化因子的衡量指標(biāo)，不同董事的海外背景文化因子加權(quán)平均后，獲得企業(yè)層面海外背景文化因子數(shù)。在此基礎(chǔ)上，計(jì)算出全樣本中企業(yè)海外背景文化因子的中位數(shù)(46分)。由于中國(guó)的個(gè)人主義傾向強(qiáng)度為20分，與之水平相差越大的國(guó)家，其與中國(guó)文化差異越大。據(jù)此，本文將海外背景文化因子不低于46分的企業(yè)劃分為高文化差異樣本；反之，則劃分為低文化差異樣本。分組回歸結(jié)果見(jiàn)表10。

表10 基于海外背景文化差異的分組檢驗(yàn)結(jié)果

由表10的估計(jì)結(jié)果可知，來(lái)自海外高文化差異國(guó)家的董事比例每增加1單位標(biāo)準(zhǔn)差，出口強(qiáng)度增加0.78%，遠(yuǎn)低于來(lái)自海外低文化差異國(guó)家董事的2.44%；同時(shí)，與低文化差異分組對(duì)出口質(zhì)量的回歸結(jié)果仍然呈正U形關(guān)系不同，在高文化差異分組中，海外背景董事比例的平方項(xiàng)對(duì)提升出口質(zhì)量的影響并不顯著。究其原因，文化的相近性有助于海外歸國(guó)的董事與國(guó)內(nèi)高管實(shí)現(xiàn)有效溝通與價(jià)值認(rèn)同，相似的出口決策偏好有利于董事充分表達(dá)有關(guān)出口戰(zhàn)略制定的意見(jiàn)和建議，并獲得公司的采納和推廣，從而得以提高出口規(guī)模與質(zhì)量。由此可見(jiàn)，在不同文化差異環(huán)境下，相較于出口質(zhì)量，海外背景董事對(duì)出口強(qiáng)度的促進(jìn)程度更明顯；與高文化差異國(guó)家相比，來(lái)自海外低文化差異國(guó)家的董事更易在管理決策中實(shí)現(xiàn)文化認(rèn)同，從而提高出口強(qiáng)度，改善出口質(zhì)量，進(jìn)而優(yōu)化了企業(yè)的出口表現(xiàn)。

六、結(jié)論與政策啟示

董事會(huì)作為公司的決策中樞，與企業(yè)出口戰(zhàn)略規(guī)劃密切相關(guān)，但是鮮有文獻(xiàn)研究海外背景董事對(duì)企業(yè)出口行為的影響。本文通過(guò)手工搜集整理2012—2016年制造業(yè)上市公司的海外背景董事特征數(shù)據(jù)，并基于與海關(guān)數(shù)據(jù)庫(kù)的合并樣本數(shù)據(jù)，從公司治理視角考察海外背景的董事對(duì)企業(yè)出口強(qiáng)度和出口質(zhì)量的影響。研究結(jié)果發(fā)現(xiàn)，海外背景董事能夠憑借國(guó)際化視野、海外市場(chǎng)經(jīng)驗(yàn)和東道國(guó)社會(huì)網(wǎng)絡(luò)關(guān)系幫助企業(yè)識(shí)別出口風(fēng)險(xiǎn)、制定合理營(yíng)銷策略、推動(dòng)出口產(chǎn)品創(chuàng)新，從而能夠提高企業(yè)出口強(qiáng)度，并在達(dá)到一定比例、實(shí)現(xiàn)群體認(rèn)同后，進(jìn)一步提升企業(yè)出口質(zhì)量。但是，在企業(yè)資源約束條件下，海外背景董事會(huì)在“增量”和“提質(zhì)”的權(quán)衡中優(yōu)先考慮數(shù)量導(dǎo)向；隨著海外背景董事比例的進(jìn)一步提升，其對(duì)企業(yè)出口“提質(zhì)”戰(zhàn)略的影響力將會(huì)明顯增強(qiáng)，從而在數(shù)量導(dǎo)向和質(zhì)量導(dǎo)向中體現(xiàn)出短期權(quán)衡和長(zhǎng)期趨同的走勢(shì)?？紤]到海外背景董事進(jìn)行出口決策時(shí)，可能會(huì)受到企業(yè)所有制類型、海外背景類型、海外居留國(guó)與中國(guó)文化差異程度的潛在影響，故圍繞上述特征進(jìn)一步開展異質(zhì)性檢驗(yàn)。研究發(fā)現(xiàn)，海外背景董事在提高外資企業(yè)的出口強(qiáng)度和民營(yíng)企業(yè)的出口質(zhì)量方面更為有效；與海外學(xué)習(xí)背景的董事相比，具有海外工作經(jīng)歷的董事對(duì)出口強(qiáng)度和出口質(zhì)量的促進(jìn)作用要更勝一籌；相較于高文化差異國(guó)家，來(lái)自低文化差異國(guó)家的海外背景董事在提高出口“質(zhì)”與“量”方面作用更為積極。

本文的研究結(jié)論不僅厘清了海外背景董事對(duì)企業(yè)出口行為的積極影響，肯定了海外背景這一人力資本的優(yōu)勢(shì)，還發(fā)現(xiàn)在企業(yè)資源約束條件下海外背景董事對(duì)數(shù)量?jī)A向的重視要優(yōu)于質(zhì)量?jī)A向，“增量”優(yōu)于“提質(zhì)”?；诖?，這些研究結(jié)論對(duì)于本文的政策啟示在于：

對(duì)于企業(yè)而言：(1)在董事選聘方面，應(yīng)考慮和重視具有海外背景特征的人才，這方面人才可以幫助企業(yè)精準(zhǔn)鎖定國(guó)際市場(chǎng)定位，開拓營(yíng)銷渠道，進(jìn)而推動(dòng)出口擴(kuò)張和國(guó)際化進(jìn)程。其中，對(duì)于以優(yōu)化出口結(jié)構(gòu)、提升產(chǎn)品質(zhì)量為戰(zhàn)略目標(biāo)的企業(yè)，僅僅依靠海外背景董事的市場(chǎng)前瞻性、風(fēng)險(xiǎn)預(yù)判力和營(yíng)銷技能等是不夠的，唯有外部產(chǎn)品定位與內(nèi)部技術(shù)升級(jí)協(xié)同發(fā)展，跨越海外背景董事的“U形”拐點(diǎn)，才能從整體上提升產(chǎn)品質(zhì)量，實(shí)現(xiàn)出口轉(zhuǎn)型升級(jí)；同時(shí)，應(yīng)識(shí)別董事的海外背景類型，積極延攬具備國(guó)際工作經(jīng)驗(yàn)的人才，實(shí)現(xiàn)企業(yè)引才優(yōu)勢(shì)和出口經(jīng)濟(jì)效益最大化。(2)在文化建設(shè)方面，開放包容的理念和環(huán)境應(yīng)成為企業(yè)組織文化的重要內(nèi)涵。來(lái)自海外不同文化差異國(guó)家的董事對(duì)出口的改善水平不一，因此這些企業(yè)應(yīng)強(qiáng)化員工間開放包容、求同存異的態(tài)度，以有效降低文化差異與沖突帶來(lái)的內(nèi)耗，提高董事的“主人翁意識(shí)”及其與組織的契合度。(3)在選拔機(jī)制方面，與民營(yíng)企業(yè)和外資企業(yè)相比，國(guó)有企業(yè)在引進(jìn)海外背景董事的同時(shí)，更要增加內(nèi)部決策機(jī)制的靈活性、跨部門合作的協(xié)調(diào)性，為該類董事盡可能創(chuàng)造施展才華的空間和平臺(tái)，充分發(fā)揮其對(duì)提高出口強(qiáng)度和出口質(zhì)量的資源優(yōu)勢(shì)。

對(duì)于政府而言：(1)各地政府應(yīng)堅(jiān)定不移地將引進(jìn)海外高層次人才作為工作重點(diǎn)，形成“人才磁鐵”的集聚效應(yīng)，建立國(guó)際化人才交流平臺(tái)和經(jīng)貿(mào)信息共享中心；(2)政府應(yīng)切實(shí)考察當(dāng)?shù)仄髽I(yè)人才需求類型，引才政策切不可“一刀切”，要采取個(gè)性化施策方式，增加現(xiàn)代化管理型與高精尖技術(shù)型海外人才占比，實(shí)現(xiàn)出口數(shù)量與出口質(zhì)量不斷攀升，從而提高出口核心競(jìng)爭(zhēng)力，為中國(guó)從貿(mào)易大國(guó)向貿(mào)易強(qiáng)國(guó)轉(zhuǎn)變夯實(shí)基礎(chǔ)。