肖 宵 李 青 但筱寧 蔡?hào)|凝

(1.廣東外語(yǔ)外貿(mào)大學(xué)廣東國(guó)際戰(zhàn)略研究院; 2.中山大學(xué)中國(guó)家族企業(yè)研究中心;3.廣東外語(yǔ)外貿(mào)大學(xué)國(guó)際商務(wù)英語(yǔ)學(xué)院)

1 研究背景

21世紀(jì)被稱(chēng)為“她時(shí)代”,女性企業(yè)主的優(yōu)勢(shì)日益凸顯。相較于非家族企業(yè),家族企業(yè)獨(dú)有的家族性使其對(duì)女性企業(yè)主的領(lǐng)導(dǎo)具備更高的認(rèn)可度。根據(jù)南開(kāi)大學(xué)中國(guó)公司治理研究院發(fā)表的《2021年中國(guó)上市公司女性董事專(zhuān)題報(bào)告》,家族企業(yè)女性董事長(zhǎng)占比為7.20%,高于非家族企業(yè)的5.62%。不僅如此,女性企業(yè)主在家族企業(yè)對(duì)外直接投資(outward foreign direct investment,OFDI)戰(zhàn)略上的表現(xiàn)亦非常突出。以萬(wàn)事利為例,企業(yè)主沈愛(ài)琴女士秉承“打造中國(guó)愛(ài)馬仕”的愿景,收購(gòu)了法國(guó)百年絲綢企業(yè)MARC ROZIER,以其巾幗情懷和女性魅力帶領(lǐng)萬(wàn)事利在國(guó)際舞臺(tái)茁壯成長(zhǎng)。根據(jù)CSMAR數(shù)據(jù)庫(kù)中家族企業(yè)子庫(kù)的數(shù)據(jù)整理、統(tǒng)計(jì)和分析可知,截至2021年,我國(guó)滬深上市家族企業(yè)中,女性擔(dān)任企業(yè)主的家族企業(yè)進(jìn)行OFDI的占比為52.55%,略高于企業(yè)主為男性的家族企業(yè)進(jìn)行OFDI的占比。

然而,已有研究大多提出女性企業(yè)主作為“輔佐者”[1],對(duì)風(fēng)險(xiǎn)的厭惡程度相對(duì)較高[2,3],因此更不傾向于進(jìn)行OFDI這類(lèi)風(fēng)險(xiǎn)型戰(zhàn)略投資。盡管這能揭示女性企業(yè)主戰(zhàn)略決策的一般性特征,卻難以解釋為何萬(wàn)事利等眾多家族企業(yè)的女性企業(yè)主既愿意、亦能夠?qū)嵤㎡FDI戰(zhàn)略。本研究認(rèn)為關(guān)鍵原因在于,已有研究忽視了女性企業(yè)主背后的家族于其風(fēng)險(xiǎn)型戰(zhàn)略決策的重要意義,這對(duì)家族企業(yè)女性企業(yè)主而言尤為關(guān)鍵:①家族企業(yè)女性企業(yè)主對(duì)家族高度的忠誠(chéng)能夠與家族企業(yè)的長(zhǎng)期導(dǎo)向協(xié)同共振[4],更傾向于以家族長(zhǎng)遠(yuǎn)利益作為投資決策的出發(fā)點(diǎn);②家族企業(yè)女性企業(yè)主出于對(duì)家族高度的歸屬感和情感傾向,會(huì)更多地考慮家族整體利益,更重視也更擅長(zhǎng)在家族和企業(yè)獲取及利用內(nèi)部資源[5]。

基于此,本研究聚焦家族之于女性企業(yè)主的獨(dú)特意義,探討家族企業(yè)女性企業(yè)主如何影響企業(yè)OFDI及其原因。具體地,本研究首先基于社會(huì)情感財(cái)富理論,探討家族企業(yè)女性企業(yè)主如何影響企業(yè)OFDI;然后,進(jìn)一步分析家族企業(yè)女性企業(yè)主為什么能夠?qū)ζ髽I(yè)OFDI產(chǎn)生上述影響,分別從家族資源、企業(yè)資源和公司治理三方面展開(kāi)調(diào)節(jié)效應(yīng)分析,期望通過(guò)解析家族與企業(yè)提供給女性企業(yè)主的資源支持力度,以及公司治理結(jié)構(gòu)對(duì)女性領(lǐng)導(dǎo)者的接納程度等因素,揭示家族企業(yè)女性企業(yè)主影響企業(yè)OFDI的邏輯機(jī)制,進(jìn)而深化家族企業(yè)國(guó)際化理論,拓展家族企業(yè)情境中女性企業(yè)主戰(zhàn)略決策特殊性的研究。

2 文獻(xiàn)回顧與評(píng)述

家族企業(yè)國(guó)際化的獨(dú)特性引起了廣泛關(guān)注[6],但關(guān)于家族企業(yè)OFDI的研究尚未有定論,需要對(duì)家族企業(yè)內(nèi)部特征采取更加精細(xì)的方法,如此,才能進(jìn)一步推動(dòng)家族企業(yè)國(guó)際化研究的發(fā)展[6]。少數(shù)研究開(kāi)始探究家族管理者的個(gè)人特征(如CEO性別)對(duì)企業(yè)出口的影響[7],但未能對(duì)企業(yè)主性別如何影響企業(yè)OFDI戰(zhàn)略這一關(guān)鍵問(wèn)題給出解釋[8]。

女性企業(yè)主決策特質(zhì)的相關(guān)研究主要關(guān)注女性企業(yè)主普遍的決策風(fēng)格,從生理、社會(huì)等角度提出女性企業(yè)主在風(fēng)險(xiǎn)偏好上表現(xiàn)得謹(jǐn)慎穩(wěn)健,同時(shí)強(qiáng)調(diào)女性領(lǐng)導(dǎo)注重人際關(guān)系和集體成功。當(dāng)轉(zhuǎn)向家族企業(yè)情境,女性企業(yè)主決策特質(zhì)則被賦予了新的特殊性:①女性成員的家庭角色甚于企業(yè)角色[9],家族企業(yè)女性企業(yè)主會(huì)表現(xiàn)出更強(qiáng)烈的家族歸屬感與情感傾向[7];②家族企業(yè)女性企業(yè)主更懂得、也更擅長(zhǎng)利用家族資源和企業(yè)資源[5],在決策時(shí)更傾向于傾聽(tīng)和采納家族內(nèi)部成員的建議。

已有文獻(xiàn)奠定了有益基礎(chǔ),但對(duì)家族企業(yè)情境賦予女性企業(yè)主戰(zhàn)略決策的特殊性研究不夠透徹,并且未能結(jié)合家族企業(yè)女性企業(yè)主的戰(zhàn)略決策特質(zhì)剖析其如何影響企業(yè)OFDI水平?；诖?本研究聚焦家族企業(yè)女性企業(yè)主的戰(zhàn)略決策特征,探索家族企業(yè)女性企業(yè)主對(duì)企業(yè)OFDI的影響及其原因。

3 理論與假設(shè)

3.1 家族女性企業(yè)主對(duì)企業(yè)OFDI的影響

家族企業(yè)作為家族和企業(yè)的利益共同體,家族成員社會(huì)情感財(cái)富的得失是家族企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)性戰(zhàn)略決策的首要參照點(diǎn)[10]。首先,社會(huì)情感財(cái)富理論的傳承意愿維度指出,家族把企業(yè)視為一種長(zhǎng)期投資并希望能夠代際傳承[11],家族企業(yè)女性企業(yè)主對(duì)家族后代的情感聯(lián)系更深、傳承意愿更強(qiáng)[4],出于對(duì)家族利益的長(zhǎng)遠(yuǎn)考慮,會(huì)在決策過(guò)程中更具長(zhǎng)期導(dǎo)向,從而更傾向于長(zhǎng)期投資。此外,OFDI投入大、回報(bào)周期長(zhǎng)且風(fēng)險(xiǎn)性較高,而家族企業(yè)賦予女性企業(yè)主的長(zhǎng)期導(dǎo)向使其經(jīng)營(yíng)風(fēng)格較為穩(wěn)健,抵御危機(jī)的能力較高[3],更具長(zhǎng)期視角和耐心資本[4],因此更有可能做出OFDI的戰(zhàn)略決策。

其次,社會(huì)情感財(cái)富的聲譽(yù)維度指出,為家族打造良好形象和聲譽(yù)亦是家族企業(yè)戰(zhàn)略決策的關(guān)鍵指標(biāo)[12]。家族企業(yè)女性企業(yè)主對(duì)家族具備更高的歸屬感和忠誠(chéng)度,出于打造家族良好聲譽(yù)的目的會(huì)更加注重企業(yè)形象[12]。OFDI戰(zhàn)略能夠?yàn)榧易迤髽I(yè)打開(kāi)海外市場(chǎng),有助于提升企業(yè)知名度并實(shí)現(xiàn)創(chuàng)新追趕,這對(duì)于新興經(jīng)濟(jì)體的家族企業(yè)而言無(wú)疑是體現(xiàn)家國(guó)情懷和提升家族聲譽(yù)的重要之舉。因此,家族企業(yè)女性企業(yè)主更傾向于OFDI戰(zhàn)略使家族企業(yè)實(shí)現(xiàn)海外擴(kuò)張,進(jìn)而使家族發(fā)揚(yáng)光大,提高家族在當(dāng)?shù)睾秃Ｍ獾穆曌u(yù)。據(jù)此,提出如下假設(shè):

假設(shè)1a女性企業(yè)主正向影響家族企業(yè)的OFDI。

當(dāng)家族企業(yè)投資進(jìn)入發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)體,東道國(guó)制度環(huán)境相對(duì)較優(yōu),子公司的經(jīng)營(yíng)風(fēng)險(xiǎn)相對(duì)較小,OFDI的預(yù)期收益會(huì)相對(duì)較高,加上家族企業(yè)賦予女性企業(yè)主強(qiáng)烈的家族歸屬感所引致的長(zhǎng)期導(dǎo)向,女性企業(yè)主會(huì)更傾向于投資進(jìn)入發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)體積累家族財(cái)富。此外,新興經(jīng)濟(jì)體企業(yè)國(guó)際品牌的缺失是其國(guó)際化過(guò)程中的重大阻礙,發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)體憑借其區(qū)位優(yōu)勢(shì)及資源優(yōu)勢(shì)有助于家族企業(yè)品牌的國(guó)際化,這為女性企業(yè)主投資進(jìn)入發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)體掃除了障礙,使其更有信心進(jìn)入發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)體進(jìn)行OFDI。同時(shí),家族企業(yè)進(jìn)入發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)體后,面臨的制度同構(gòu)壓力有助于提高家族企業(yè)高管團(tuán)隊(duì)的職業(yè)化程度[13],加之東道國(guó)高端人才的引進(jìn),有助于提升企業(yè)的行業(yè)影響力,因此,家族企業(yè)女性企業(yè)主會(huì)出于提高家族聲譽(yù)的目的而傾向于發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)體OFDI的投資。據(jù)此,提出如下假設(shè):

假設(shè)1b女性企業(yè)主正向影響家族企業(yè)進(jìn)入發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)體的OFDI。

3.2 家族財(cái)務(wù)資源的調(diào)節(jié)作用

本研究認(rèn)為,家族企業(yè)女性企業(yè)主之所以能夠促進(jìn)企業(yè)OFDI水平,有兩個(gè)主要原因:①資源。女性企業(yè)主在促進(jìn)家族企業(yè)OFDI上的主觀能動(dòng)性的發(fā)揮離不開(kāi)關(guān)鍵資源的支持,具體包括家族資源和企業(yè)資源兩類(lèi)。②治理。只有當(dāng)家族企業(yè)的治理結(jié)構(gòu)對(duì)女性領(lǐng)導(dǎo)的接納度和認(rèn)可度較高,女性企業(yè)主才能在OFDI過(guò)程中更好地發(fā)揮其優(yōu)勢(shì)。

企業(yè)的財(cái)務(wù)資源是生存資本的重要內(nèi)容[14],家族財(cái)務(wù)資源作為其中重要且獨(dú)特的組成,對(duì)女性企業(yè)主的OFDI戰(zhàn)略決策具有重要影響:①家族財(cái)務(wù)資源水平越高,家族企業(yè)女性企業(yè)主在OFDI中對(duì)風(fēng)險(xiǎn)和成本的承受能力越強(qiáng)[15],在OFDI決策中具有更堅(jiān)定的底氣和更大的自由度,因此能更好地抓住國(guó)際市場(chǎng)機(jī)會(huì),使家族企業(yè)的OFDI更順利;②家族財(cái)務(wù)資源積累越多,女性企業(yè)主則能更好地利用財(cái)務(wù)資源投入企業(yè)OFDI,同時(shí)獲取更多家族成員的支持和家族性資源,并有效地利用這些資源,這對(duì)OFDI決策而言至關(guān)重要。據(jù)此,提出如下假設(shè):

假設(shè)2a家族財(cái)務(wù)資源正向調(diào)節(jié)女性企業(yè)主與家族企業(yè)OFDI之間的正向關(guān)系。

進(jìn)一步地,新興經(jīng)濟(jì)體企業(yè)與發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)體企業(yè)之間存在一定技術(shù)鴻溝,但具備良好的吸納能力和革新技術(shù)的實(shí)力,因此進(jìn)入發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)體進(jìn)行OFDI,既是轉(zhuǎn)移渠道和擴(kuò)大市場(chǎng)的過(guò)程,也是獲取戰(zhàn)略資源和實(shí)現(xiàn)創(chuàng)新追趕的途徑[16]。家族企業(yè)女性企業(yè)主為了打造家族聲譽(yù),會(huì)更加傾向于進(jìn)入發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)體尋求OFDI,而家族財(cái)務(wù)資源在其中的促進(jìn)作用尤為關(guān)鍵:家族財(cái)務(wù)資源越豐富,女性企業(yè)主在尋求進(jìn)入發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)體的OFDI時(shí),則能夠更大程度地獲取支持性的研發(fā)投入、創(chuàng)新能力和技術(shù)型人才等,這對(duì)于跨越技術(shù)鴻溝而言大有裨益。此外,家族財(cái)務(wù)資源還能幫助女性企業(yè)主在OFDI過(guò)程中對(duì)沖金融風(fēng)險(xiǎn),能夠推動(dòng)女性企業(yè)主去發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)體設(shè)立子公司,從而引領(lǐng)家族企業(yè)實(shí)現(xiàn)創(chuàng)新追趕和基業(yè)長(zhǎng)青。據(jù)此,提出如下假設(shè):

假設(shè)2b家族財(cái)務(wù)資源正向調(diào)節(jié)女性企業(yè)主與家族企業(yè)進(jìn)入發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)體的OFDI之間的正向關(guān)系。

3.3 董事會(huì)海外背景的調(diào)節(jié)作用

高階理論提出,組織的決策行為與高層領(lǐng)導(dǎo)或管理團(tuán)隊(duì)的個(gè)人特征有關(guān)[17]。董事會(huì)作為高層領(lǐng)導(dǎo)團(tuán)隊(duì)是企業(yè)OFDI決策的關(guān)鍵,而董事會(huì)海外背景亦為全球化背景下企業(yè)OFDI所需的重要人力資本和管理資源。

家族企業(yè)女性企業(yè)主更傾向于進(jìn)行OFDI,董事會(huì)海外背景會(huì)強(qiáng)化這一效應(yīng),因?yàn)槎聲?huì)海外背景越豐富,擅長(zhǎng)利用人力資本的女性企業(yè)主所能吸收的推動(dòng)企業(yè)OFDI的資源越多。首先,擁有豐富海外背景的董事會(huì)更了解東道國(guó)制度、文化、法律及商業(yè)規(guī)則等,能更好地理解、分析和處理國(guó)際市場(chǎng)信息[18],這會(huì)對(duì)家族企業(yè)女性企業(yè)主制定OFDI決策的過(guò)程產(chǎn)生積極影響;其次,女性企業(yè)主大多具備柔性和民主的領(lǐng)導(dǎo)風(fēng)格[19],更傾向于采納董事會(huì)的意見(jiàn),董事會(huì)海外背景作為重要戰(zhàn)略資源,能夠?yàn)榕云髽I(yè)主OFDI決策帶來(lái)更大的支持。據(jù)此,提出如下假設(shè):

假設(shè)3a董事會(huì)海外背景正向調(diào)節(jié)女性企業(yè)主與家族企業(yè)OFDI之間的正向關(guān)系。

進(jìn)一步地,董事會(huì)海外背景對(duì)家族企業(yè)女性企業(yè)主進(jìn)入發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)體的OFDI有正向調(diào)節(jié)作用。根據(jù)LLL理論框架[20],新興經(jīng)濟(jì)體企業(yè)逆向投資進(jìn)入發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)體進(jìn)行創(chuàng)新追趕時(shí),首先需要與高技術(shù)水平的發(fā)達(dá)國(guó)家產(chǎn)生聯(lián)結(jié),然后利用其作為杠桿,學(xué)習(xí)發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)體中行業(yè)和企業(yè)的知識(shí)與技術(shù)。因此,董事會(huì)海外背景有助于女性企業(yè)主帶領(lǐng)企業(yè)與發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)體的全球領(lǐng)先企業(yè)建立有效的聯(lián)結(jié),并強(qiáng)化利用環(huán)節(jié),進(jìn)而推動(dòng)女性企業(yè)更加順暢地制定和實(shí)施進(jìn)入發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)體的OFDI戰(zhàn)略決策。據(jù)此,提出如下假設(shè):

假設(shè)3b董事會(huì)海外背景正向調(diào)節(jié)女性企業(yè)主與家族企業(yè)進(jìn)入發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)體的OFDI之間的正向關(guān)系。

3.4 董事會(huì)女性占比的調(diào)節(jié)作用

董事會(huì)是企業(yè)戰(zhàn)略決策中重要的行為主體。近年來(lái),女性董事比例呈現(xiàn)持續(xù)增長(zhǎng)的趨勢(shì),使得企業(yè)戰(zhàn)略決策發(fā)生微妙的變化,因此,需要進(jìn)一步考察董事會(huì)女性占比對(duì)于家族企業(yè)女性企業(yè)主與OFDI關(guān)系的調(diào)節(jié)作用。

董事會(huì)中女性董事占比越高,家族企業(yè)對(duì)女性領(lǐng)導(dǎo)的接納程度越高,企業(yè)各層管理者和員工對(duì)女性企業(yè)主決策的尊重程度也會(huì)隨之上升,同時(shí)女性企業(yè)主的仁慈和藹、具有同情心等特質(zhì)更可能被放大,甚至被管理層及員工模仿,使得公司更加關(guān)心各方利益相關(guān)者的權(quán)益。因此當(dāng)董事會(huì)女性占比越高,女性企業(yè)主做出風(fēng)險(xiǎn)型的OFDI決策時(shí),越可能獲得其他管理層成員和員工的認(rèn)可,從而有益于推進(jìn)家族企業(yè)做OFDI的決策。可見(jiàn),董事會(huì)女性占比越高,女性企業(yè)主的優(yōu)勢(shì)也將被放大,這會(huì)推動(dòng)女性企業(yè)主制定并落實(shí)其OFDI 戰(zhàn)略決策。據(jù)此,提出如下假設(shè):

假設(shè)4a董事會(huì)中女性占比正向調(diào)節(jié)女性企業(yè)主與家族企業(yè)OFDI之間的正向關(guān)系。

當(dāng)女性企業(yè)主決策進(jìn)入具有更為完備制度的發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)體進(jìn)行OFDI時(shí),董事會(huì)女性占比的調(diào)節(jié)作用亦非常關(guān)鍵。女性企業(yè)主具備穩(wěn)健、謹(jǐn)慎型的決策風(fēng)格[21],當(dāng)女性企業(yè)主傾向于進(jìn)入發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)體進(jìn)行OFDI時(shí),即使對(duì)于子公司而言經(jīng)營(yíng)風(fēng)險(xiǎn)相對(duì)較小[22],但如果此時(shí)董事會(huì)女性占比較高,由于女性董事同樣擁有穩(wěn)健型的決策風(fēng)格,且擁有較高的合作意識(shí)[23],因此會(huì)更加理解和支持女性企業(yè)主的決策行為。而董事會(huì)女性占比較高,代表企業(yè)治理結(jié)構(gòu)對(duì)女性領(lǐng)導(dǎo)的接納度更高,此時(shí)女性企業(yè)主所設(shè)定的OFDI戰(zhàn)略更容易被高管團(tuán)隊(duì)落實(shí)。據(jù)此,提出如下假設(shè):

假設(shè)4b董事會(huì)中女性占比正向調(diào)節(jié)女性企業(yè)主與家族企業(yè)進(jìn)入發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)體的OFDI之間的正向關(guān)系。

綜上,構(gòu)建如下理論模型(見(jiàn)圖1)。

圖1 理論模型

4 研究設(shè)計(jì)

4.1 數(shù)據(jù)來(lái)源

本研究采用滬深上市家族企業(yè)作為研究對(duì)象,為了避開(kāi)2008年金融危機(jī)和2020年后全球疫情的影響,構(gòu)建了時(shí)間跨度為2009～2019年的面板數(shù)據(jù)樣本。本研究借鑒李新春等[24]對(duì)家族企業(yè)的定義,數(shù)據(jù)來(lái)源于CSMAR上市公司數(shù)據(jù)庫(kù)中的家族企業(yè)子庫(kù)和人物特征系列子庫(kù)。剔除主要變量存在缺失的樣本之后,得到一份非平衡的面板數(shù)據(jù),包含1 647家企業(yè),8 792個(gè)企業(yè)-年度觀測(cè)值。

4.2 變量測(cè)量

本研究各變量的測(cè)量如下。

(1)因變量本研究的因變量為OFDI。企業(yè)OFDI的結(jié)果是在東道國(guó)成立一家或多家海外子公司,本研究主要考察OFDI的兩個(gè)維度:①OFDI傾向。參照LIANG等[25]的研究,如果該企業(yè)該年有海外子公司則編碼為1,否則編碼為0。②OFDI強(qiáng)度。參照MARANO等[26]的研究,采用企業(yè)海外子公司數(shù)量考察家族企業(yè)進(jìn)行OFDI的強(qiáng)度。

(2)自變量本研究的自變量為家族女性企業(yè)主。由于實(shí)際控制人既是定義家族企業(yè)的關(guān)鍵角色,也是實(shí)際控制上市家族企業(yè)的關(guān)鍵個(gè)人,因此根據(jù)實(shí)際控制人性別定義自變量。由于家族企業(yè)的實(shí)際控制人大多數(shù)為多人共同擔(dān)任的情況,加上女性占比較低(1)滬深上市家族企業(yè)在2009～2019年間,存在多個(gè)實(shí)際控制人的情況占比62.44%;實(shí)際控制人中包含女性的情況占比僅為26.51%,其中17.62%的情況是女性作為實(shí)際控制人之一,但未能在持股比例上占絕對(duì)主導(dǎo)地位。,因此,為了更好地檢驗(yàn)家族企業(yè)的女性企業(yè)主為企業(yè)OFDI水平帶來(lái)的影響,如果實(shí)際控制人由單人擔(dān)任,該實(shí)際控制人為女性則編碼為1,否則編碼為0;如果實(shí)際控制人由多人擔(dān)任,則參照EXPSITO等[8]的研究,含有女性編碼為1,否則編碼為0。

(3)調(diào)節(jié)變量本研究的調(diào)節(jié)變量包括:①家族財(cái)務(wù)資源?？紤]到家族企業(yè)是家族與企業(yè)兩個(gè)系統(tǒng)的融合,而企業(yè)當(dāng)中屬于家族的那一部分收益更能代表家族經(jīng)濟(jì)財(cái)富,因此采用企業(yè)主所有權(quán)、企業(yè)發(fā)行總股數(shù)與每股收益三者的乘積測(cè)量家族財(cái)務(wù)資源。②董事會(huì)女性占比。家族企業(yè)中與女性企業(yè)主決策直接相關(guān)的核心管理層為董事會(huì),參照梁若冰等[27]的研究,采用董事會(huì)女性人數(shù)除以董事會(huì)人數(shù)測(cè)量董事會(huì)女性占比。③董事會(huì)海外背景。參照毛婧奕[28]的研究,采用董事會(huì)中擁有海外背景的人數(shù)除以董事會(huì)人數(shù)測(cè)量董事會(huì)海外背景。

(4)控制變量本研究還控制了企業(yè)關(guān)鍵決策者個(gè)人情況、企業(yè)發(fā)展情況及企業(yè)治理情況。此外,本研究進(jìn)一步控制了年份、行業(yè)和地區(qū)因素。

綜上,各變量的測(cè)量見(jiàn)表1。

表1 變量測(cè)量

5 實(shí)證結(jié)果

5.1 描述性統(tǒng)計(jì)分析

主要變量間的相關(guān)系數(shù)、平均值和標(biāo)準(zhǔn)差見(jiàn)表2。由表2可知,自變量家族女性企業(yè)主與OFDI傾向與強(qiáng)度、進(jìn)入發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)體OFDI傾向與強(qiáng)度均呈正相關(guān)但不顯著。從調(diào)節(jié)變量來(lái)看,家族財(cái)務(wù)資源和董事會(huì)海外背景與因變量均呈顯著正相關(guān)。從控制變量的角度來(lái)看,董事長(zhǎng)年齡、董事長(zhǎng)海外背景、企業(yè)年齡、企業(yè)規(guī)模、資產(chǎn)負(fù)債率、研發(fā)費(fèi)用、獨(dú)董人數(shù)占比、企業(yè)上市時(shí)間與因變量呈顯著正相關(guān),而企業(yè)主所有權(quán)、董事長(zhǎng)學(xué)歷、資產(chǎn)收益率、運(yùn)營(yíng)現(xiàn)金流與因變量呈顯著負(fù)相關(guān)。

表2 變量間的相關(guān)系數(shù)、平均值和標(biāo)準(zhǔn)差(N=8 792)

5.2 回歸分析與假設(shè)檢驗(yàn)(2)限于篇幅,控制變量的回歸系數(shù)和標(biāo)準(zhǔn)誤未呈現(xiàn),有興趣的讀者可向筆者索要。

本研究在主效應(yīng)的檢驗(yàn)中,當(dāng)因變量為OFDI傾向時(shí),采用面板數(shù)據(jù)的Logistic回歸;當(dāng)因變量為OFDI強(qiáng)度時(shí)(離散型變量),采用面板數(shù)據(jù)的泊松回歸方法進(jìn)行估計(jì)。在調(diào)節(jié)效應(yīng)的檢驗(yàn)中,當(dāng)因變量為OFDI傾向時(shí),為克服面板數(shù)據(jù)可能存在的異方差、時(shí)序相關(guān)和橫截面相關(guān)等問(wèn)題,本研究采用Driscoll-Kraay標(biāo)準(zhǔn)差進(jìn)行估計(jì);而當(dāng)因變量為OFDI強(qiáng)度時(shí),仍采用面板數(shù)據(jù)的泊松回歸方法進(jìn)行估計(jì)。

(1)家族女性企業(yè)主和OFDI的關(guān)系檢驗(yàn)家族女性企業(yè)主和OFDI的關(guān)系檢驗(yàn)見(jiàn)表3。在表3中,模型2和模型4中的自變量的回歸系數(shù)均顯著為正,這表明家族女性企業(yè)主正向影響企業(yè)的OFDI水平,假設(shè)1a得到支持。模型6和模型8中的自變量的回歸系數(shù)均顯著為正,說(shuō)明家族女性企業(yè)主正向影響企業(yè)進(jìn)入發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)體的OFDI,假設(shè)1b得到驗(yàn)證。

表3 家族女性企業(yè)主對(duì)OFDI的影響(N=8 792)

(2)家族財(cái)務(wù)資源的調(diào)節(jié)效應(yīng)分析家族財(cái)務(wù)資源的調(diào)節(jié)效應(yīng)分析見(jiàn)表4。表4中,模型1顯示交乘項(xiàng)的回歸系數(shù)不顯著,模型2顯示交乘項(xiàng)的回歸系數(shù)顯著為正,因此部分支持了假設(shè)2a;模型3顯示交乘項(xiàng)的回歸系數(shù)不顯著,模型4顯示交乘項(xiàng)的回歸系數(shù)顯著為正,因此部分支持了假設(shè)2b。

表4 家族財(cái)務(wù)資源的調(diào)節(jié)效應(yīng)(N=8 792)

(3)董事會(huì)海外背景的調(diào)節(jié)效應(yīng)分析董事會(huì)海外背景的調(diào)節(jié)效應(yīng)分析見(jiàn)表5。表5中,模型1顯示交乘項(xiàng)的回歸系數(shù)顯著為正,模型2顯示交乘項(xiàng)系數(shù)不顯著,因此部分支持了假設(shè)3a;模型3顯示交乘項(xiàng)的回歸系數(shù)顯著為正,模型4顯示交乘項(xiàng)系數(shù)不顯著,因此部分支持了假設(shè)3b。

表5 董事會(huì)海外背景的調(diào)節(jié)效應(yīng)(N=8 792)

(4)董事會(huì)女性占比的調(diào)節(jié)效應(yīng)分析董事會(huì)女性占比的調(diào)節(jié)效應(yīng)分析見(jiàn)表6。表6中,模型1顯示交乘項(xiàng)的回歸系數(shù)顯著為正,模型2顯示交乘項(xiàng)系數(shù)不顯著,因此部分支持了假設(shè)4a;模型3顯示交乘項(xiàng)的回歸系數(shù)顯著為正,模型4顯示交乘項(xiàng)系數(shù)不顯著,因此部分支持了假設(shè)4b。

表6 董事會(huì)女性占比的調(diào)節(jié)效應(yīng)(N=8 792)

5.3 穩(wěn)健性檢驗(yàn)(3)限于篇幅,穩(wěn)健性檢驗(yàn)的回歸結(jié)果未呈現(xiàn),有興趣的讀者可向筆者索要。

為進(jìn)一步檢驗(yàn)結(jié)果的穩(wěn)定性,本研究采用如下3種方法進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

(1)因變量推后1年及自變量替換測(cè)量本研究采取兩種方法對(duì)主效應(yīng)進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn):①將因變量推后1年處理,結(jié)果顯示自變量的回歸系數(shù)均顯著為正,假設(shè)1a和假設(shè)1b得到穩(wěn)健性支持;②考慮到樣本中存在多個(gè)實(shí)際控制人的情況較多,本研究首先根據(jù)持股比例確定企業(yè)最終實(shí)際控制人,再編碼自變量“女性企業(yè)主”,以此作為穩(wěn)健性檢驗(yàn)。回歸結(jié)果顯示自變量系數(shù)均顯著為正,因此假設(shè)1a和假設(shè)1b亦得到穩(wěn)健性支持。

(2)時(shí)間窗口調(diào)整為2013～2019年2013年我國(guó)提出“一帶一路”倡議,中國(guó)家族企業(yè)越來(lái)越多地開(kāi)展對(duì)外直接投資。因此,本研究將觀測(cè)窗口調(diào)整為2013～2019年的觀測(cè)值進(jìn)行回歸,以此作為第二個(gè)穩(wěn)健性檢驗(yàn)。結(jié)果顯示,3個(gè)調(diào)節(jié)變量的調(diào)節(jié)作用均得到部分穩(wěn)健性支持。

(3)PSM分析關(guān)于本研究的主效應(yīng),為證明家族企業(yè)女性企業(yè)主推動(dòng)企業(yè)進(jìn)行OFDI并非隨機(jī)或受外生因素影響,本研究采用傾向得分匹配法(PSM),控制家族企業(yè)女性企業(yè)主正向影響企業(yè)OFDI的內(nèi)生性問(wèn)題。結(jié)果顯示女性企業(yè)主的系數(shù)均顯著為正,與預(yù)期一致,即驗(yàn)證了女性企業(yè)主對(duì)家族企業(yè)OFDI正向影響的穩(wěn)健性。

6 結(jié)語(yǔ)

基于社會(huì)情感財(cái)富理論,本研究分析家族女性企業(yè)主對(duì)企業(yè)OFDI的影響及其原因?；谥袊?guó)滬深上市家族企業(yè)2009～2019年的面板數(shù)據(jù),本研究發(fā)現(xiàn):①家族企業(yè)在女性企業(yè)主的領(lǐng)導(dǎo)下,家族的延續(xù)和企業(yè)的長(zhǎng)期發(fā)展更受重視,使得企業(yè)OFDI水平被強(qiáng)化;②家族財(cái)務(wù)資源越豐富,女性企業(yè)主能更好地利用財(cái)務(wù)資源并帶領(lǐng)企業(yè)進(jìn)行OFDI決策,因此女性企業(yè)主對(duì)家族企業(yè)OFDI的正向影響更強(qiáng);③家族企業(yè)董事會(huì)海外背景越豐富,作為重要的戰(zhàn)略資源,越能夠?yàn)榕云髽I(yè)主提供OFDI決策的背書(shū),因此正向調(diào)節(jié)主效應(yīng);④當(dāng)家族企業(yè)董事會(huì)中女性董事占比較高時(shí),女性企業(yè)主領(lǐng)導(dǎo)的家族企業(yè)對(duì)女性領(lǐng)導(dǎo)的接納程度更高,當(dāng)女性企業(yè)主做出有較高風(fēng)險(xiǎn)的OFDI決策時(shí)更容易被接納和認(rèn)可,因此正向調(diào)節(jié)女性企業(yè)主和企業(yè)OFDI的關(guān)系。

本研究的理論貢獻(xiàn)體現(xiàn)在以下3個(gè)方面:①分析了家族企業(yè)女性企業(yè)主的決策特質(zhì)對(duì)企業(yè)OFDI的影響,為打開(kāi)家族內(nèi)部因素這個(gè)匣子提供了新視角,深化了家族企業(yè)的OFDI戰(zhàn)略研究;②聚焦家族企業(yè),基于社會(huì)情感財(cái)富理論,分析女性企業(yè)主與家族的獨(dú)特聯(lián)結(jié)為其OFDI戰(zhàn)略決策帶來(lái)的獨(dú)特性,發(fā)現(xiàn)家族企業(yè)女性企業(yè)主在OFDI戰(zhàn)略上呈現(xiàn)與一般女性企業(yè)主不同的特征,由此對(duì)話已有女性企業(yè)主決策特質(zhì)的文獻(xiàn),并對(duì)已有文獻(xiàn)與企業(yè)實(shí)踐背離的現(xiàn)狀做出了有益探索;③本研究從家族資源、企業(yè)資源和公司治理結(jié)構(gòu)3個(gè)角度切入,剖析家族企業(yè)女性企業(yè)主能夠正向促進(jìn)企業(yè)OFDI水平的原因,揭示了家族企業(yè)情境于女性企業(yè)主OFDI戰(zhàn)略決策的獨(dú)特且重要的意義,深化了家族企業(yè)女性企業(yè)主戰(zhàn)略決策的情境因素和邊界條件研究,也是將家族企業(yè)國(guó)際化理論與女性企業(yè)主決策特質(zhì)研究有機(jī)結(jié)合的有益探索。

本研究亦能為管理實(shí)踐帶來(lái)啟示:①對(duì)于家族企業(yè)而言,女性企業(yè)主出于對(duì)家族利益的長(zhǎng)遠(yuǎn)考慮,更加傾向于進(jìn)行OFDI等長(zhǎng)期投資,因此家族企業(yè)在傳承交班之際,應(yīng)加強(qiáng)對(duì)女性接班人的選擇和培養(yǎng);②研究發(fā)現(xiàn)家族財(cái)務(wù)資源越豐富,女性企業(yè)主對(duì)OFDI的積極影響越強(qiáng),因此有助于為家族企業(yè)重新審視財(cái)務(wù)資源積累在國(guó)際化過(guò)程中的意義提供指引;③家族企業(yè)董事長(zhǎng)的海外背景越豐富、女性董事占比越高,女性企業(yè)主對(duì)OFDI的積極作用越強(qiáng),因此提高董事會(huì)成員在性別和經(jīng)驗(yàn)上的異質(zhì)性能夠?yàn)榧易迤髽I(yè)國(guó)際化提供裨益。

本研究的局限性在于,由于采用滬深上市家族企業(yè)作為研究對(duì)象,未能擴(kuò)展到其他非上市家族企業(yè)情境對(duì)假設(shè)進(jìn)行驗(yàn)證;且僅考察了家族財(cái)務(wù)資源這一個(gè)維度,而未能對(duì)家族聲譽(yù)等無(wú)形資源進(jìn)行考察。未來(lái)研究可以繼續(xù)在非上市的中小家族企業(yè)情境下考察企業(yè)主性別對(duì)國(guó)際化戰(zhàn)略的影響,同時(shí)對(duì)家族財(cái)務(wù)資源之外的其他家族資源在其中的作用進(jìn)行拓展分析。