王積超,陳 楠,張現(xiàn)苓

(中央財經(jīng)大學 社會與心理學院,北京 100089)

一、研究背景

20世紀80年代以來,隨著市場經(jīng)濟的逐漸深化,中國私營企業(yè)經(jīng)歷了從無到有、從弱到強的發(fā)展過程。這種經(jīng)濟形式以市場機制為基礎配置社會資源,以雇傭關系為紐帶組合生產(chǎn)要素,經(jīng)過數(shù)十年的發(fā)展,已經(jīng)成為中國經(jīng)濟的重要組成部分,是推動中國社會經(jīng)濟發(fā)展的重要力量。黨的十五大將中國私營經(jīng)濟從“制度外”納入到“制度內(nèi)”,由“公有制經(jīng)濟的必要和有益的補充”變?yōu)椤爸袊鐣髁x市場經(jīng)濟的重要組成部分”,從制度上確立了中國私營經(jīng)濟的地位,為私營經(jīng)濟的健康發(fā)展奠定了基礎。

進入21世紀以后,中國各級政府部門通過法律、制度建設、行業(yè)監(jiān)管等手段不斷改善企業(yè)經(jīng)營環(huán)境,私營企業(yè)迎來新一輪的快速發(fā)展,無論是規(guī)模數(shù)量還是內(nèi)在質(zhì)量都獲得了顯著的提升,成為國民經(jīng)濟新的增長點。截至2017年9月,中國共有私營企業(yè)2607.29萬戶,注冊資本額達到165.38萬億元,分別占企業(yè)總量的89.7%和60.3%。2019年,中國私營企業(yè)戶數(shù)增長至3516萬戶,吸納就業(yè)人口22833萬人,占全國就業(yè)人口的30.3%。(1)數(shù)據(jù)來源:國務院國資委網(wǎng)站,2017年6月16日,http://www.sasac.gov.cn/n4422011/n4517877/n4537478/c4599036/content.html。私營企業(yè)的長足發(fā)展,為中國整個社會增加就業(yè)、積累財富、科技創(chuàng)新、提升國民福利水平等作出了重要的貢獻。

在早期階段,以家族企業(yè)的形式出現(xiàn)和發(fā)展的私營企業(yè)在私營經(jīng)濟中占有很高的比例,2010年約為85.4%[1]。家族參與管理在技術創(chuàng)新、債務融資和運營管理等方面對企業(yè)發(fā)展產(chǎn)生不利影響[2],而且私營家族企業(yè)身份往往會導致企業(yè)在獲得金融支持方面處于不利地位[3][4]。但是,良好的政治關聯(lián)可以幫助私營企業(yè)獲得銀行貸款、資金和制度支持[5][6]。私營企業(yè)的發(fā)展離不開政策制度的支持,尤其是當私營企業(yè)所處的制度環(huán)境尚未完善時,建立政治聯(lián)系則成為一項必要的非正式制度安排,對于私營企業(yè)實現(xiàn)更好的發(fā)展具有不可替代的積極作用[7]?？梢?關于家族涉入和政治關聯(lián)對私營企業(yè)績效影響等方面的研究已經(jīng)受到學術界的關注[8]。這既是私營經(jīng)濟自身健康發(fā)展的實踐需求,也是促進整體國民經(jīng)濟體系完善發(fā)展的客觀要求。本文將利用最新調(diào)查數(shù)據(jù),從家族涉入和政治關聯(lián)兩個角度探討對私營企業(yè)績效的影響,這是對私營經(jīng)濟發(fā)展問題研究的有益補充,為更好、更快地推動中國私營經(jīng)濟轉(zhuǎn)型和發(fā)展提供參考。

二、文獻回顧

經(jīng)濟績效是衡量企業(yè)發(fā)展的重要指標之一,受企業(yè)經(jīng)營策略、管理者特征、市場環(huán)境、政策等諸多因素的影響?；诒疚牡难芯恐黝},這里僅從背景特征、家族涉入和政治聯(lián)系三個角度討論其對私營企業(yè)績效的影響。

(一)背景特征與企業(yè)績效

在經(jīng)濟學和管理學領域,學者對企業(yè)行為進行了大量的研究和闡述。早期研究主要是從客觀角度出發(fā),認為企業(yè)管理者都是同質(zhì)且理性的[9],管理者會根據(jù)自己的資源基礎做出理性的決策。但是在現(xiàn)實中資源基礎理論(Resource-Based View)遭遇到很多挑戰(zhàn),特別是對中國私營企業(yè)來說。如,改革開放初期的私營企業(yè)主和當下新生代私營企業(yè)家、不同地區(qū)的私營企業(yè)家(如蘇商和浙商)等,他們的行為難以用資源基礎理論進行解釋[10]。為此,理論界開始嘗試從管理者自身特征出發(fā)構筑新的理論,特別是隨著人口學和心理學理論在管理學上的應用,相關文獻大量涌出,成為企業(yè)管理研究的重要方向之一。管理者的背景特征主要包括年齡、性別、受教育程度、工作經(jīng)歷、政治聯(lián)系、實際工作角色等[11][12][13],背景特征不同會導致管理者在投資戰(zhàn)略和運營管理定位上的選擇不同,進而影響企業(yè)績效。

拉斯穆斯(Rasmus Toft-Kehler)[14]、李海燕[15]等利用中國和瑞典的企業(yè)數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn),管理者性別對企業(yè)績效具有明顯作用,男性管理人員的經(jīng)營績效好于女性。企業(yè)家或管理者的年齡也和企業(yè)研發(fā)優(yōu)勢、績效之間存在一定關系[16][17]。還有學者關注管理者的教育背景與企業(yè)市場份額、利潤和績效之間的關系[18][19][20]。管理者任期與企業(yè)績效之間呈現(xiàn)階段性分布的關系[21][22]。此外,管理團隊的構成也會影響企業(yè)績效[23]?，F(xiàn)有文獻大多是從管理者而非所有者的角度,以一個或幾個背景特征進行論證,本文將以出資人為研究對象,討論該群體的背景特征對私營企業(yè)績效的影響。

企業(yè)自身的條件和企業(yè)績效之間存在顯著相關,如企業(yè)債務、發(fā)展階段、歷史、地區(qū)等[14][15][20][24]?，F(xiàn)有研究表明,良好負債結構能在一定程度上降低企業(yè)稅務成本,進而提高企業(yè)績效[24][25]。企業(yè)發(fā)展歷史與經(jīng)濟績效之間的關系受其所處經(jīng)營環(huán)境的調(diào)節(jié)影響,當企業(yè)創(chuàng)新環(huán)境可延續(xù)時,企業(yè)歷史越長越有利于提升企業(yè)績效[26]。也有學者提出,短期內(nèi)企業(yè)歷史對提升績效沒有明顯作用,但長期視角下會發(fā)揮積極作用[27],但這很可能受到幸存者偏誤的虛假影響。討論企業(yè)所處地區(qū)與績效之間關系的文獻多數(shù)是從區(qū)域資本、區(qū)域產(chǎn)業(yè)構成、政策環(huán)境等角度展開分析[28]。基于以上文獻分析,本文提出以下研究假設:

假設1:企業(yè)主和企業(yè)本身的特征變量會對企業(yè)績效產(chǎn)生顯著影響。企業(yè)主個人的特征變量包括企業(yè)主的性別、年齡、學歷,企業(yè)本身的特征變量包括企業(yè)的資產(chǎn)負債率、企業(yè)歷史和企業(yè)所在地區(qū)等因素。

(二)家族涉入與企業(yè)績效

家族涉入也被稱為家族參與,是指“與企業(yè)實際控制者相關的家族成員參與到該企業(yè)的治理中”[29]。家族涉入包括所有權涉入、控制權涉入、管理權涉入以及企業(yè)代際傳承意愿等[30][31]。本研究根據(jù)前人觀點以及所使用的數(shù)據(jù)需要將家族所有權涉入和家族管理權涉入作為研究家族涉入的兩個維度,應用于后續(xù)研究中。

關于家族成員介入企業(yè)管理是否對企業(yè)績效產(chǎn)生影響以及產(chǎn)生何種影響,不同的學者存在不同的觀點。有學者從制度環(huán)境與替代性機制的角度出發(fā),認為在制度環(huán)境不完善的情況下,家族制管理是一種替代性機制,減少職業(yè)經(jīng)理人造成的企業(yè)代理成本[32]。儲小平[33]對中國民營家族企業(yè)的研究也認為,造成這類企業(yè)成長瓶頸的主要因素不是金融資本,而是管理人員這種重要的人力資本。因此,在作為人力資本市場的經(jīng)理人市場出現(xiàn)失靈的狀況下,企業(yè)主讓家族成員涉入企業(yè)管理是一種折中的辦法[30]。也有學者從資源觀(RBV)理論角度提出類似的觀點,企業(yè)在缺乏金融資本和人力資本的環(huán)境下,可以通過家族成員彌補這些不足,而付出的成本相對更低[34]。但是,當制度環(huán)境不斷改善,家族涉入管理給企業(yè)帶來的額外優(yōu)勢將會逐漸降低,而負面效應會逐漸顯露出來。比如,家族成員之間存在利他主義傾向,當這種相互的利他主義傾向不對稱時,家庭成員之間難以成為目標一致的集體行動者,反而會增加企業(yè)的代理成本[35][36],且利他行為會導致企業(yè)內(nèi)部裙帶關系問題嚴重,企業(yè)內(nèi)部資源配置效率低下,不利于企業(yè)績效的提升[37][38]。當外部的人力資本市場和經(jīng)理人市場足夠發(fā)達時,這種裙帶主義仍會將不能勝任的家族成員保留在管理崗位,并且不能有效地激勵非家族的經(jīng)理人,從而降低企業(yè)競爭力[39]。李路路和朱斌[8]提出,導致已有研究結論不一致的原因之一是忽略了企業(yè)組織特征對二者關系的調(diào)節(jié)作用。

關于家族涉入所有權的一些研究表明,中國私營企業(yè)具有“一股獨大”的特征[40],家族持股比例和企業(yè)績效之間存在正向關系[41]。但是,也有學者持相反的觀點,認為家族成員過度涉入所有權,會減少外部投資的進入,阻礙企業(yè)成長[42]。關于企業(yè)績效,李寶寶等[43]利用2008—2018年423家中國上市家族企業(yè)面板數(shù)據(jù),發(fā)現(xiàn)家族所有權涉入和企業(yè)財務報告質(zhì)量之間負相關。也有學者討論了家族成員涉入和企業(yè)創(chuàng)新投入之間的關系,提出家族成員對保守型投資策略的傾向會降低企業(yè)在產(chǎn)品研發(fā)方面的投入,不利于企業(yè)的績效提高和可持續(xù)發(fā)展[44][45][46],但也有學者認為二者正相關[47]或不相關[48]。此外,其他一些研究針對上述兩種對立觀點提出,家族持股比例和企業(yè)績效之間呈現(xiàn)復雜的曲線關系,但具體是何種曲線也存在爭議[42][49][50]。

從以上文獻分析可以看出,學者們認為家族成員對企業(yè)股權的分配和掌控等所有權涉入,不利于企業(yè)發(fā)展;家族管理權的過度涉入,也不利于企業(yè)績效的提升?；谶@些分析,我們認為上述學者的研究成果和結論也適用于本研究,于是提出以下研究假設:

假設2a:在控制其他變量不變的情況下,家族所有權涉入不利于企業(yè)經(jīng)濟績效的提升。

假設2b:在控制其他變量不變的情況下,家族管理權涉入不利于企業(yè)經(jīng)濟績效的增長。

(三)政治聯(lián)系與企業(yè)績效

所謂政治聯(lián)系,本文強調(diào)的是依據(jù)企業(yè)主個人的政治身份所建立起來的政治聯(lián)系,具體表現(xiàn)為企業(yè)主在各級人大和政協(xié)機關任職,憑借這種政治身份進而有利于培育企業(yè)與政府之間的良好關系。

資源約束是阻礙私營企業(yè)發(fā)展的重要因素[51]。阿德勒等學者研究發(fā)現(xiàn),政治聯(lián)系可以幫助企業(yè)更快獲得有用的信息以及各種稀缺資源[52]。企業(yè)建立政治聯(lián)系,可以打破受資源約束的困境[52],也可以幫助企業(yè)進入受管制行業(yè)[53],以及在與銀行的來往方面,都具有一定的積極意義[54]。由此可見,政治聯(lián)系其實是一種政治資本,當企業(yè)獲得了這一政治資本就能夠在正式制度不完善的情況下發(fā)揮它的替代作用,這樣可以有效地改善企業(yè)績效,對提高企業(yè)市值發(fā)揮著重要作用[55]。

私營企業(yè)通過建立政治聯(lián)系,不僅能夠獲得政治特權的支持,還能賺取更多的社會資源[56]。國內(nèi)學者在對該領域展開研究時發(fā)現(xiàn),企業(yè)高管的政府背景優(yōu)勢越強,公司財務績效的表現(xiàn)越好[57][58]。雷蒙德[59]的研究也表明,企業(yè)的絕大部分價值其實都與該企業(yè)的政治聯(lián)系直接相關,政治聯(lián)系對于企業(yè)發(fā)展的重要性在任何時候強調(diào)都不為過,因此企業(yè)應盡量建立政治聯(lián)系,促進自身的發(fā)展。根據(jù)梳理已有的相關研究,能夠大致得出結論,即企業(yè)的政治聯(lián)系可以幫助企業(yè)獲得特殊資源,從而提升企業(yè)的價值和經(jīng)濟績效。綜上所述,本文提出如下研究假設:

假設3:在控制其他變量不變的情況下,政治聯(lián)系有助于改善私營企業(yè)績效。

三、數(shù)據(jù)與方法

(一)數(shù)據(jù)來源

本文所用數(shù)據(jù)來源于中華全國工商業(yè)聯(lián)合會等單位組建的私營企業(yè)研究課題組調(diào)查獲取的《中國第十二次私營企業(yè)調(diào)查數(shù)據(jù)》(2016年)。中國私營企業(yè)調(diào)查始于1990年,每兩年開展一次,該調(diào)查對于整體了解和定量分析中國私營企業(yè)的經(jīng)營狀況、生存環(huán)境和發(fā)展趨勢都有著重要意義。此次通過對全國31個省、自治區(qū)和直轄市展開調(diào)查,共收集到有效問卷8067份。在剔除了分析變量的缺失值后,本研究最后獲得了5533個有效分析樣本。

(二)變量說明

1.因變量

企業(yè)經(jīng)濟績效,參考已有研究的做法[60],本文采用兩個變量來衡量私營企業(yè)的經(jīng)濟績效,即2015年(調(diào)查前的最后一年)的企業(yè)凈利潤和總收入。用均值插補法處理兩個原始變量后,我們計算處理變量的對數(shù)值,分別命名為EP和ES,并將其定義為因變量。最后,選擇了5533個具有非缺失值的樣本。

2.自變量

家族涉入,根據(jù)上文所述,本研究對這一變量的測量具體為兩個維度,分別是家族所有權涉入和家族管理權涉入。

對于家族所有權涉入,本文使用“您自己和家庭成員的投資占您當前所從事企業(yè)總凈資產(chǎn)的比例是多少”這一問題作為衡量標準。具體而言,家族所有權涉入被定義為一個連續(xù)變量,取值范圍為0～100。變量的值越大,家庭參與企業(yè)所有權的程度就越高。對于家族管理權涉入,采用了兩個問題來衡量這個變量。第一個是“您目前經(jīng)營的企業(yè)的主要企業(yè)出資人和資本構成是什么”,第二個是“誰主要負責企業(yè)管理”。如果被調(diào)查者或家庭成員是主要投資者(意味著他們的投資在企業(yè)總凈資產(chǎn)中所占的比例高于其他投資者),并且主要負責企業(yè)管理,那么這類企業(yè)被定義為“家族管理權涉入”,否則被定義為非家族管理權涉入。因此,家族管理權涉入的因變量是一個二分變量,值0表示不參與管理的家族,值1表示參與管理的家族。2015年,有55.47%的中國私營企業(yè)是家族企業(yè)。

關于政治聯(lián)系,本研究使用企業(yè)家的政治身份作為衡量私營企業(yè)與政府進行政治聯(lián)系的尺度。問卷中使用的問題是“您現(xiàn)在或曾經(jīng)是人民代表大會或中國人民政治協(xié)商會議(政協(xié))成員嗎”。如果被調(diào)查者回答“是”,那么我們認為私營企業(yè)與政府部門建立了政治聯(lián)系,否則沒有。因此,該變量是一個二分變量,值0表示沒有政治聯(lián)系,值1表示有政治聯(lián)系。

3.控制變量

本研究在統(tǒng)計模型中納入企業(yè)主和企業(yè)本身的特征因素作為控制變量。首先,在企業(yè)主層面主要包括:性別,設置男性為1,女性為0;年齡,參照過去的研究,企業(yè)主本人的年齡因素也會在一定程度上對企業(yè)的經(jīng)濟績效產(chǎn)生影響[16],因此將年齡變量納入控制變量;學歷,企業(yè)主個人的受教育程度高低會影響他的決策水平,進而對企業(yè)的發(fā)展產(chǎn)生影響[21],故將學歷這一變量納入,本研究將企業(yè)主的學歷分為高中及以下(2157)、大專及大學本科(3203)和研究生及以上(437)三種。其次,在企業(yè)層面上,將資產(chǎn)負債率、企業(yè)年數(shù)和企業(yè)所在地區(qū)納入控制變量,其中,資產(chǎn)負債率和企業(yè)年數(shù)均為連續(xù)變量。企業(yè)年數(shù)表示從企業(yè)創(chuàng)辦時起到2016年的年數(shù),不足一年的計為一年。本研究將企業(yè)地區(qū)分為東部、中部、西部三種。

(三)模型設置

由于研究所選因變量為連續(xù)變量,因此本研究基于最小二乘法的多元線性回歸估算家族涉入、政治聯(lián)系對企業(yè)績效的影響。

EP=α0+α1·FOI+α2·FMI+α3·PN+αi·Xi+ε

(1)

ES=β0+β1·FOI+β2·FMI+β3·PN+βi·Xi+μ

(2)

在上式(1)中,EP是企業(yè)凈利潤,FOI為家族所有權涉入,FMI為家族管理權涉入,PN為政治聯(lián)系,Xi為控制變量;α0為截距項,α1和α2分別為家族所有權涉入和家族管理權涉入的回歸系數(shù),α3為政治聯(lián)系的回歸系數(shù),αi為控制變量的回歸系數(shù),ε獨立同分布的隨機干擾項。公式(2)中,ES是企業(yè)總收入,FOI、FMI、PN同公式(1),β0為截距項,β1和β2分別為家族所有權涉入和家族管理權涉入的回歸系數(shù),β3為政治聯(lián)系的回歸系數(shù),βi為控制變量的回歸系數(shù),μ獨立同分布的隨機干擾項。

四、結果分析

(一)描述性分析

表1報告了所有變量的平均值、標準差和樣本量。從中可以看出,5533家企業(yè)的凈利潤均值為1192.43萬元,總收入均值為19059.86萬元,表明調(diào)查對象主要是大型企業(yè)。這些私營企業(yè)為家族涉入和政治聯(lián)系奠定了經(jīng)濟利益基礎。

表1 主要變量的描述性統(tǒng)計分析

從企業(yè)主個體特征來看,在5533家企業(yè)中,女性企業(yè)主為1036人,占比18.72%;男性企業(yè)主為4497人,占比81.28%,這表明男性企業(yè)家仍然占據(jù)絕大多數(shù)。企業(yè)主受教育程度,高中及以下的有2061人,占比37.25%,大專和大學的有3048人,占比55.09%,研究生及以上有424人,占比7.66%,從整體來看,企業(yè)主的受教育程度是比較高的。

從企業(yè)層面來看,在5533家企業(yè)中,企業(yè)資產(chǎn)負債率的均值為33.52%;企業(yè)歷史的均值為10.51年;被調(diào)查企業(yè)東部地區(qū)有2818家,占比50.93%,中部地區(qū)1382家,占比24.98%,西部地區(qū)1333家,占比24.09%。這些數(shù)據(jù)表明,被調(diào)查的中東部企業(yè)占比較高,達到75.91%。

關于家族涉入,家族管理的企業(yè)有3069家,占比55.47%,非家族管理的企業(yè)有2464家,占比44.53%。家族所有權占比的均值為68.17%。這些數(shù)據(jù)表明,中國私營企業(yè)中,家族企業(yè)占比較高,且家族企業(yè)的所有權占比也較高。

關于政治聯(lián)系,在5533家企業(yè)中,有1553家企業(yè)主通過擔任人大代表或者政協(xié)委員的方式建立了政治聯(lián)系,占比28.07%;有3980家企業(yè)沒有建立政治聯(lián)系,占比71.93%,以上數(shù)據(jù)表明,建立政治聯(lián)系對于私營企業(yè)來說并不是一件很容易做得到的事情。

(二)相關性分析

表2是關鍵自變量與企業(yè)績效之間的相關關系。根據(jù)表2可知,家族管理權涉入與企業(yè)凈利潤和企業(yè)總收入都顯著負相關(p<0.01)。同樣的,家族所有權涉入也與這兩個因變量顯著負相關(p<0.001)。可見,家族涉入與企業(yè)經(jīng)濟績效顯著負相關。此外,結果還顯示政治聯(lián)系與企業(yè)凈利潤、企業(yè)總收入都顯著正相關(p<0.001),即政治聯(lián)系與企業(yè)經(jīng)濟績效呈正相關關系。

表2 相關系數(shù)矩陣

(三)多元回歸分析

我們建立了四個回歸模型來檢驗家族涉入和政治聯(lián)系對中國私營企業(yè)經(jīng)濟績效的影響。模型1和模型2采用私營企業(yè)凈利潤作為因變量,其他兩個模型采用私營企業(yè)總收入作為因變量。我們在模型1和模型3中只引入控制變量,并在模型2和模型4中除控制變量外還包括關鍵自變量。

我們在模型1中引入了企業(yè)家和私營企業(yè)的控制變量,以檢驗它們對企業(yè)凈利潤的影響。如表3所示,企業(yè)家的個人特征,如性別、年齡和教育背景,對企業(yè)凈利潤有顯著的正向影響(p<0.001);高等教育(大專及以上學歷)有利于企業(yè)凈利潤的提升,隨著教育水平的提高,其影響力不斷增強;企業(yè)家的年齡與企業(yè)的凈利潤呈正相關,當企業(yè)家的年齡增加一歲時,凈利潤將增加1.5%。

表3 家族涉入、政治聯(lián)系對企業(yè)績效的影響

就企業(yè)的特征而言,企業(yè)的歷史與凈利潤呈正相關(p<0.001),企業(yè)歷史每增加一年,凈利潤就會增加8.8%。因此,中國民營企業(yè)的經(jīng)濟表現(xiàn)受到企業(yè)家和企業(yè)特征的影響。

模型2是在模型1的基礎上加入了家族涉入變量和政治聯(lián)系變量,模型2具有統(tǒng)計學意義(p<0.001)。調(diào)整后的偽R2值為0.242,模型擬合度比模型1有所提升(模型1的偽R2值為0.181)。從模型2中能夠看到,在加入控制變量的情況下,家族管理權涉入對企業(yè)凈利潤具有顯著負向作用(p<0.001,β=-0.749);家族所有權涉入對企業(yè)凈利潤具有正向影響,企業(yè)主及其家族成員的所有權份額每增加一個單位,企業(yè)凈利潤上升0.002個單位。

此外,企業(yè)政治聯(lián)系對企業(yè)凈利潤具有正向作用(p<0.001),企業(yè)主擔任人大代表或政協(xié)委員比不擔任的企業(yè)凈利潤高1.180個單位。這個結果支持了假設2b和假設3,即在控制其他變量的情況下,家族管理權涉入不利于提升私營企業(yè)績效、政治聯(lián)系有助于改善私營企業(yè)的經(jīng)營績效。

模型3是來自個人和企業(yè)兩個層面的控制變量對企業(yè)總收入的影響分析。根據(jù)表3,企業(yè)主個人特征變量對企業(yè)總收入的提高有顯著的正向影響(p<0.001)。首先從性別來看,企業(yè)主為男性的企業(yè)比企業(yè)主為女性的企業(yè)總收入高0.748個單位;其次從受教育程度來看,企業(yè)主上過大學的企業(yè)比沒上過大學的企業(yè)總收入高1.387個單位;最后從企業(yè)主的年齡來看,隨著企業(yè)主年齡的增長,每增長一年,企業(yè)凈利潤會提升0.032個單位。而在企業(yè)特征方面,企業(yè)歷史與企業(yè)凈利潤呈現(xiàn)顯著正相關(p<0.001),企業(yè)歷史每增加一年,企業(yè)總收入提升0.119個單位。這一結果使假設1得到了進一步的驗證。

模型4是在模型3的基礎上加入控制變量后的回歸模型。在控制其他變量的情況下,我們能看到,家族管理權涉入與私營企業(yè)總收入之間是顯著負相關。此外,政治聯(lián)系與企業(yè)總收入呈顯著正相關,企業(yè)主擔任人大代表或政協(xié)委員比不擔任的企業(yè)總收入高1.294個單位。上述結果進一步支持了假設2b和假設3,即在控制其他變量時,家族管理權涉入不利于提升私營企業(yè)績效,政治聯(lián)系有助于改善私營企業(yè)的經(jīng)營績效。

特別的,在模型4中我們發(fā)現(xiàn),企業(yè)負債率與企業(yè)總收入正相關(p<0.05),但是影響不大(β=0.001),這一結果再次證實了假設1;企業(yè)地區(qū)分布與企業(yè)總收入顯著正相關(p<0.001),以西部為參照標準,企業(yè)在中部和東部地區(qū)依次提升。上述數(shù)據(jù)驗證了企業(yè)特征變量對私營企業(yè)績效產(chǎn)生了顯著的影響。

由模型2和模型4結果可知,家族管理權涉入的系數(shù)在兩個模型中都為負,并在統(tǒng)計上顯著。同時,從結果中能看到政治聯(lián)系對企業(yè)凈利潤的影響大于對企業(yè)總收入的影響。通過對模型2和模型4對比可知,當因變量為企業(yè)總收入時,企業(yè)主的年齡、企業(yè)資產(chǎn)負債率和企業(yè)所在地區(qū)這三個變量的系數(shù)都大于0,且在統(tǒng)計上顯著。

(四)穩(wěn)健性檢驗

為了檢驗解釋變量的解釋力度的穩(wěn)健性,本研究用政治身份這一新變量代替原有的政治聯(lián)系變量,該變量為虛擬變量,黨員=1、非黨員=0,形成新的自變量體系,并分別納入以凈利潤和總收入為因變量的模型,進行回歸分析,得出了模型5、模型6。用家族管理理念這一變量代替原有的家族涉入變量,形成新的自變量體系,并分別納入以凈利潤和總收入為因變量的模型,進行回歸分析,得出了模型7和模型8。其結果與之前回歸結果基本一致(見表4),即在控制其他變量的情況下,家族管理權涉入不利于提升私營企業(yè)的經(jīng)濟績效;良好的政治聯(lián)系對于提升企業(yè)績效有著積極意義。

表4 穩(wěn)健性檢驗回歸分析

五、總結與討論

通過對第十二次全國私營企業(yè)抽樣調(diào)查數(shù)據(jù)的分析,我們能得出以下實證結果:首先,私營企業(yè)主本身和企業(yè)的某些特征變量會影響一個企業(yè)的經(jīng)濟績效。當企業(yè)主為男性時,會有助于提升企業(yè)的經(jīng)濟績效,同時,受過大學和研究生以上高等教育的企業(yè)主,從概率上看他們經(jīng)營的企業(yè)的經(jīng)濟績效可能會比那些沒上過大學的企業(yè)主要高。而隨著企業(yè)主年齡的不斷增大,他們所掌握的知識和經(jīng)驗也會更加豐富,這也有助于他們的企業(yè)提升經(jīng)濟績效。此外,企業(yè)歷史越悠久,對于提升該企業(yè)的經(jīng)濟績效越有益。其次,在控制了企業(yè)主個人和企業(yè)層面的特征變量后,家族管理權涉入與私營企業(yè)的經(jīng)濟績效顯著負相關,而家族所有權涉入對企業(yè)績效的正向影響不大。對于家族管理權涉入阻礙企業(yè)經(jīng)濟績效增長的可能解釋有兩個。一是從資源觀的角度來看,面對越來越激烈的市場競爭,企業(yè)需要獲取更多的社會資源,但是在家族管理權涉入的情況下企業(yè)受到血緣關系和家族網(wǎng)絡的影響,企業(yè)整體處于相對封閉的狀態(tài),導致企業(yè)無法獲得來自外部環(huán)境的優(yōu)質(zhì)資源,而這些資源恰恰是企業(yè)成長和發(fā)展所必需的。二是由于家族涉入,導致企業(yè)內(nèi)部存在各種特殊復雜的人際關系和利益關系,企業(yè)管理本身應該是理性化的,但因為家族成員的加入,使得企業(yè)的組織和管理都不得不加入了情感化的需求。在這種情況下,家族成員與職業(yè)經(jīng)理人之間很容易就會產(chǎn)生目標差距,家族成員可能在企業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營中搭便車而獲取個人私利,目標選擇與職業(yè)經(jīng)理人背道而馳,這在一定程度上會激化家族成員與職業(yè)經(jīng)理人的矛盾,從而不利于企業(yè)的持續(xù)發(fā)展。

因此,為了改善家族涉入對企業(yè)績效的負面影響,企業(yè)應從以下兩個方面做出相應的改變:(1)企業(yè)應適當?shù)厝趸易鍖ζ髽I(yè)的管理涉入和控制程度。企業(yè)家不能只看到家族成員進入企業(yè)所帶來的好處,還應該從企業(yè)的長遠發(fā)展來考慮,避免由于家族涉入程度過高而導致短視行為的出現(xiàn),從而影響企業(yè)績效的提升。(2)企業(yè)應制定和完善各種激勵及懲戒制度,規(guī)避家族成員在企業(yè)管理中不遵守規(guī)則的情況和“搭便車”心態(tài),提升他們的工作效率,進而改善企業(yè)的經(jīng)營績效。

本研究的結果也支持了企業(yè)政治聯(lián)系與經(jīng)濟績效之間的正相關。在中國經(jīng)濟轉(zhuǎn)型的背景下,私營企業(yè)期望吸收那些目前或曾經(jīng)在政府部門工作的人員擔任管理職務,以處理政府與企業(yè)的關系,減少制度上的差別待遇,特別是在私營企業(yè)發(fā)展到一定階段時。這表明私營企業(yè)為保持良好的政府和商業(yè)關系付出了諸多努力和代價。如果私營企業(yè)家獲得了一定的政治身份,他們可以自己建立企業(yè)與政府部門之間的政治聯(lián)系。因此,近年來,中國許多私營企業(yè)家主動爭取成為人大代表或政協(xié)委員,目的是建立良好的政商關系,獲得更多機會和資源,這些研究結論和何曉斌[51]、孔龍[57]、陶萍[58]、雷蒙德[59]等學者的研究結論相一致。

上述關于政治聯(lián)系和私營企業(yè)經(jīng)濟績效的討論給出了一個重要啟示:在私營企業(yè)發(fā)展過程中,建立良好的政商關系有利于企業(yè)長期可持續(xù)發(fā)展。私營企業(yè)應與政府部門合作,主動協(xié)調(diào)矛盾。同時,企業(yè)在與政府部門建立政治聯(lián)系時應更加謹慎,不健康或糟糕的政商關系可能會適得其反,損害私營企業(yè)的經(jīng)濟利益。因此,在與政府建立良好關系的同時,私營企業(yè)更應專注于提高企業(yè)自身的實力,這一點是非常重要且必要的,只有立足于自身建設才有可能實現(xiàn)企業(yè)的可持續(xù)生存和發(fā)展。

由于數(shù)據(jù)的限制,本研究存在以下缺點:首先,本文中構建的模型可能會忽略調(diào)查中未測量但對私營企業(yè)經(jīng)濟績效重要的變量,導致這些模型的解釋力不足。其次,家庭參與、政治聯(lián)系和私營企業(yè)經(jīng)濟績效之間的關系相當復雜。本研究側(cè)重于前一個變量對后一個變量影響的方向和程度,但很少討論這兩個變量影響企業(yè)績效的機制。在未來的研究中,我們將從不同的維度著手,進一步探索影響企業(yè)績效的更多因素。