家族涉入、权力结构与企业转型行为 ——基于社会建构视角的实证研究

韩雪亮 原创 | 2016-06-10 10:42 | 收藏 | 投票

 [引用]王霄, 韩雪亮. 家族涉入、权力结构与企业转型行为--基于社会建构视角的实证研究[J]. 暨南学报:哲学社会科学版, 2014(12):9-23. 

家族涉入、权力结构与企业转型行为
——基于社会建构视角的实证研究

王 霄,韩雪亮

(暨南大学  管理学院, 广东  广州  510632

摘要:本文以2006-2012年中国上市家族企业为研究对象,通过实证研究分析了上市家族企业内部所涉入的家族结构、权力结构与转型行为之间的互动关系。首先,我们在转型升级的社会背景下,对中国上市家族企业的家族结构和权力结构进行了分型研究;接下来,基于上市家族企业的实证研究并发现:涉入企业的家族结构对家族企业的权力结构起到了决定性影响,家族企业的权力结构通过企业转型行为中的制度竞争反过来又对涉入企业的家族结构产生影响;另外还发现,上述影响在市场发育程度不同的地区所发挥的功效也不同。本研究认为,涉入企业的家族结构是家族企业权力结构的社会前因、同时又受家族企业权力结构的影响,家族结构和权力结构形成了一个动态的社会建构过程。

[关键词家族企业;家族涉入;权力结构;制度竞争;社会建构

[中图分类号] C93    [文献标识码] A  [文章编号]  

 

The Family Embeddedness, Power Structure, and Transformative Behavior: an Empirical Analysis from Perspective of Social Construction

WANG Xiao, HAN Xueliang

(Management School of Jinan University, Guangzhou 510632, China)

Abstract: Using a sample of Chinese public-listed family firms from the period 2006~2012, this study empirically test the interactive process of family embedded structure and corporate pwer structure. Under the context of emerging marketing reform, we distinguish the different types of family embeddedness structures according to Chinese traditional culture, and drive different types of corporate power structures according to Khanna and Palepu (2000). Our results indicate that: the family embeddedness structure determine the corporate power structure, and the later affects the former through institutional competition. Further study shows that the market growth degree moderates both of the two stage. We conclude that the family embeddedness structure is not only the cause of cooperate power structure, but also the effect of corporate power structure. There is a process of social construction between family embeddedness structure and corporate power structure.

Keywords: Family Firm; Family Embeddedness; Institutional Competition; Corporate Power; Social Construction


 

一、        问题的提出

企业转型行为与深层社会结构之间的关系一直是开放系统观的重要视角。最近,随着我国企业转型大潮的到来,家族企业,作为本土企业重要组成部分,其内在社会结构(如家族涉入形式)也在发生变化:2011年,中国上市家族企业中兄弟控股的企业数量让位于夫妻控股的企业数量,揭示出控股家族结构的变迁[1]

值得注意的是:在20世纪90年代的台湾,随着市场化和国际化的不断提高,台湾家族企业内部决策层的家族成员结构和企业权力结构均发生过类似的变化,进而催生了台湾家族企业的组织转型和可持续发展[2, 3]。这一实践现象给组织研究者提出了新的问题:即,涉入到企业的家族结构的变化对企业转型产生了什么影响?它和企业权力结构又有着什么样的关系?从组织变革的角度来看,这一问题体现在两个方面:一是深嵌家族内部的家族成员是否有意愿改变涉入到企业内部已经形成的家族结构进而推动企业内部权力结构的变化和企业的转型行为?二是由决策层引领的企业权力结构的变化又是否能引起涉入到企业内部的家族结构的变化?

这一看似矛盾的现象被SeoCreed[4]称之为“涉入式代理悖论”[1]。它不仅仅是理解家族企业组织转型机制中的一个核心理论问题,也是身处中国经济转型升级背景之下的广大家族企业所面临的、普遍的实践问题。尽管这一问题非常重要,但理论界鲜有对其进行过深入的探讨,成果更是寥若晨星。SchulzeGedajlovic [5]在综述家族企业最近研究成果时也曾坦承:“研究者们尚不清楚在企业制度和经济框架的形成过程中,家族到底扮演了什么角色”。有鉴于此,本研究首次从对涉入到中国上市家族企业内部的家族结构的分型入手,通过对涉入企业的家族结构和企业权力结构之间动态的社会建构过程的分析,进而尝试回答上述问题。

在具体的研究中,本研究根据涉入到企业的不同家族成员的代际属性及其直旁系关系入手对中国上市家族企业内部的家族结构进行区分,主要分为核心家庭型和扩大家庭型;同时,根据家族企业内部股权的集中度和家族企业内部控制权的集中度对家族企业的治理实践进行分型。特别地,根据KhannaPalepu[6]的研究,将家族企业权力结构分为市场型(家族所有权高而控制权低或所有权和控制权双低)和关系型(家族控制权高而所有权低或控制权和所有权双高);就关系型根据股权集中度进一步细分为家族型(所有权和控制权双高)和企业家型(所有权低而控制权高);根据控制权分为战略领导权和运作领导权[7]。我们提出,核心家庭型的家族企业倾向高控制权和高所有权的家族治理类型,而扩大家庭型的家族结构倾向于高控制权和低所有权的企业家治理类型。这是因为核心家庭型企业缺乏以内部人治理为特征的管理控制权,因此倾向于强化控制人家族的控制权,并因此而产生较高现金流权;而扩大家庭型的家族结构容易产生内部人控制,因此容易获得企业内部的管理控制权力,愿意让渡投票权和相应的现金流权。此外,由于中国的市场并不像欧美等国家那样发达,因此中国家族企业治理模式尚未呈现出市场型权力结构的趋势。同时,不同权力结构也对决策层家族结构产生一定的影响:在市场化程度较高的地区,上述所有类型的控制权力结构将尽量减少家族成员数量,以获得公众和小股东的合法性,而在市场化程度较低的地区,这个效应并不明显。

从研究的本身来看,已有很多文献探讨了家族成员涉入企业对企业绩效的影响[8],也有文献开始讨论家族企业的资源、目标和治理之间的关系[9],然而家族企业绩效存在的理由不仅仅是财务绩效,还包括家族的目标和家族的资源,特别是董事会的性质[10]。遗憾的是,鲜有对家族企业的权力结构的形成过程和对企业转型行为的研究。此外,在许多实证研究中都把企业治理或董事会结构作为影响企业绩效变量的因素来考察,这显然有失公允。这不仅仅是因为,不同国家、地区的制度环境存在诸多差异。例如,在亚洲的许多国家,规范的信息披露和对于中小投资者合法性的保护的制度并没有发展到欧美国家的程度[11, 12],上市企业的治理又在相当一部分程度上取决于监管的要求、而不是企业的自发性。此外,不同国家、地区市场化进程也不一样。相对于欧美国家而言,亚洲许多国家的市场经济起步较晚,企业发展还面临诸多的约束(融资、技术等)。在这些国家的企业不得不通过董事会的“特殊属性”来获取相关资源,并寻求保护[13]。更值得引起注意的是,在诸多当前有关家族企业的研究中,均忽视了家族企业的异质性、假设它们是同质性的经济体,特别是对于家族企业控制结构缺乏深度的认知[14]。尽管“寻租观假设”和“效率观假设”[15]能够在一定程度上解释家族对于控制权的偏好,但这对家族控制权的不同区分仍然显得不足。本研究认为社会结构将会决定企业权力结构,社会结构中的最基本的单元——家族结构在对家族企业的权力结构的影响中起决定性作用。这是因为:能够代表在家族内位置的、重要的个体指标与家族企业转型行为是明显相关的,它们甚至是家族企业董事会决议下一步行动的前置逻辑[9];在遇到外部环境动荡或挑战时,家族在企业权力结构中更是扮演着主导企业的角色。此外,企业权力结构对企业绩效的作用又会受到外部环境的影响[16]。在中国改革开放的逐步推进的过程中,各地区发展并不平衡,市场化程度也不尽相同。本研究认为,环境的变化在家族结构和权力结构动态的社会建构过程中起到了调节作用。

本文的研究贡献如下:

首先,本文首次对家族企业内部的家族结构和权力结构进行了分型研究。我们从家族血缘和家族企业治理的角度区分了不同的家庭结构和权力结构类型,是对企业家族影响研究的进一步深化。在家族企业研究中,首次对家族企业控制权权力结构和股权权力结构进行了分型研究,在“市场-关系”治理分型理论[6]的基础上,对关系型治理从家族内部控制权集中度的角度,进一步细分出不同的权力结构类型,是对家族企业权力结构研究的进一步细化。

其次,我们认为,权力结构的动态建构,是企业转型的重要机制。在上述分型研究的基础上,基于社会建构主义的视角提出,家族结构是家族企业权力结构的社会前因、同时又是家族企业权力结构的社会后果之一。首先,家族企业通过家族制度的企业化,使得家族结构成为企业权力结构的社会前因;其次,家族企业权力结构又通过企业转型行为中的多重制度逻辑的矛盾冲突,影响涉入到企业的家族成员的结构类型;最终,家族结构、权力结构和转型行为三者形成了一个动态的社会建构过程,企业家族结构和权力结构的双重演化。

最后,我们基于中国上市家族企业的数据,对家族结构与权力结构之间的动态关系进行了7年的纵向研究,为家族企业家族结构和权力结构的动态社会建构过程提供了经验证据。另外,通过对中国上市家族企业展开的研究,也有利于将对家族结构的研究放在一个新兴市场的背景下,探讨在具有复杂内在结构的新兴市场中,涉入企业的家族结构和权力结构的动态社会建构过程的差异。

文章组织如下:

我们首先从家族影响的角度分析企业家族结构、权力结构和转型变革的研究现状,其次从制度逻辑理论的角度推导出上述的社会建构过程,在实证研究部分通过一个基于中国上市家族企业的量化分析为此提供了经验证据,最后给出了本研究的结论、建议和进一步的研究方向。

二、        理论背景与研究假设

(一)  涉入家族结构、企业权力结构与企业转型行为

对家族与企业的相互影响机制源于对家族企业治理结构研究,其中包括有TaqiuriDavis [17]所发现的“三环模型”以及家族结构对企业影响的经典研究等。在这些研究之中,既有代理理论、交易费用理论、行为代理理论等,也有管家理论、社会情感财富理论等。从已有对家族企业治理结构的研究结论来看:一方面它是企业向资本市场传递的重要信号,另一方面家族企业治理结构和企业转型行为也深受“家族-企业”涉入所带来家族制度逻辑和家族特定结构因素的影响[2]。因此,涉入企业的家族结构和企业权力结构本身就是一个动态的社会建构过程。

1. 家族在企业中的涉入结构

在家族企业中有着复杂的涉入结构,具体体现在涉入到企业内部包含有家族成员和泛家族成员的众多特殊主义关系[2]。首先,表现在创始人个人及其家族成员持股并成为董事会成员[18-23];其次,还有研究认为这种关系应该体现在多位家族成员不仅持股,而且还拥有一定比例的控制权[21, 24]。进一步的研究通过参与的家族成员代数来刻画这种涉入特征,并将涉入企业的家族结构细分为多代参与还是一代参与[25-27]。这些研究均表明,涉入到家族企业中的家族结构通过影响企业的权力结构和企业的战略对企业具体的经营过程和结果产生了深远的影响。

2. 企业家族结构的影响

首先,在企业治理方面,涉入家族结构与企业权力结构是密不可分的。家族的涉入使得企业股权和控制权在不同程度上得以家族化。对于家族权力结构的研究也充分体现了这一点。在所有权方面, AndersonReeb [21]将家族股权结构定义为一种重要的组织结构,同时还指出家族股权与企业价值呈倒U型曲线关系。然而,他们并未验证家族股权(权力结构)和利益输送(企业行为)之间的关系。SuLee [28]在研究中也提出,家族企业中股权结构(如家族非家族股权比例等)将直接影响企业内部控制权分配(包括独立董事人数,是否采用交叉持股和多层持股方式控制企业、是否采用内部人治理等典型的家族企业治理方式等)。在控制权方面, AndersonReeb [21]认为,家族成员出任CEO是家族主导企业的一种重要的控制方式。他们发现,当家族成员(不论是一代还是二代)成为CEO时,企业的绩效将会变得更好;同时, AndersonReeb [29]还发现创始家族成员出现在董事会,特别是提名委员会时将会影响到独立董事的比例。

其次,在企业战略方面,家族涉入影响了企业价值及企业价值创造的战略选择。在对企业价值的影响方面,独立创始人对企业价值具有显著的正向效应[24]。如果是二代出任CEO,那么在初期将会普遍出现负向效应,之后负向效应又会逐渐消失[26]。在对企业战略的影响方面, LuoChung [2]提出家族等上市企业中所涉入的特殊联系对台湾家族企业集团的变革行为产生了显著的影响; SuLee [28]指出家族涉入影响了企业对于国际化、创新和资本结构等方面的战略选择;König, KammerlanderEnders [30]在对企业创新行为的研究中发现,家族的涉入通过家族企业特有的机制影响了企业对非连续创新的采纳过程。

(二)  企业转型变革过程中的制度逻辑

家族结构是家族制度的反映,而权力结构又是企业组织制度的体现。实际上,这两者之间的关系反映了社会部门中的不同层面的制度之间的相关关系。对此,近期的制度逻辑理论有着相对独到解释,也成为了界内有效的分析工具,并涌现了一批具有代表性的研究成果。

1. 社会结构与组织结构背后的制度逻辑

一方面,根据制度逻辑理论,社会层面的制度将在很大程度上影响组织或者其它层面的制度。Bhappu [31]根据对日本家族与企业网络的研究提出,家族制度是企业组织制度逻辑的来源 Scott [32]在研究中也发现,社会层面的专家逻辑、政府逻辑、以及“管理-市场”逻辑促进了医疗组织场域转型逻辑的形成。

另一方面,组织层面的制度化反过来也会影响到社会层面制度逻辑的结构状况。根据Jackall [33]的民族志研究,管理层的结构影响了管理人员的风气,正式化的组织结构和制度化的忠诚至上的企业实践创造了一种世袭官僚的制度逻辑。ThorntonOcasio [34]通过对美国高教出版业的研究,也为组织和产业层面的制度对形成社会层面的制度逻辑具有作用提供了有力的证据。

上述的两个过程实际上反映了两个结构的变化过程。从制度逻辑理论出发,任何制度秩序都有物质和文化两种特征[35],而“制度的发展变化就是这两种力量互相作用的结果”[36];同时,这两种力量又有可能是两种不同层面制度,它们相互作用、共同演化,一个反应在社会层面,而另一个反应在组织层面[36]HavemanRao [37]较早地就发现了加州储蓄业制度和组织共同演进的现象:一方面,随着进步主义的兴起,社会层面的制度逻辑影响了产业层面特定组织形式的形成和选择;另一方面,随着体现特定制度逻辑的组织形式在产业层面的发展和制度化,社会层面的制度逻辑也会呈现出进一步发展和制度化的特点。

2. 制度逻辑的社会建构过程

首先,制度变迁的相关理论支持了社会涉入的动态社会建构观:涉入企业的家族结构会对企业转型行为产生影响;反之,企业转型行为也构建了新的涉入企业的家族结构。Oliver [38]首次创造性地发展了制度竞争的过程模型,为制度逻辑演化和组织变革研究提供了可行的分析工具,并指出制度竞争是新结构演化和社会建构的主要机制。

Fox [39]对美国广播业的研究发现,位于网络边缘的组织因为制度压力相对较弱,会率先采用新的实践方式,并推动了美国广播行业制度的变革,随之边缘化的组织变成了中心性的组织;而GreenwoodSuddaby [40]的研究进一步表明,位于网络中心的五大会计师事务所也因处于创新感知的前沿,也能够率先进行组织变革,并强化其在网络中的中心位置。另外,在影响上述过程的环境因素方面, Gilbert [41]在对报纸类平面媒体对互联网的变革响应的研究中发现,环境的威胁感知产生的创新实验减少、权力收缩等过程,产生了资源僵化和程序僵化,构成了组织变革的阻力。为此我们提出了一个有关涉入企业的家族结构与企业组织结构的社会建构过程,如下图1所示:

1  涉入企业的家族结构与组织结构的社会建构过程(略)

(三)  涉入企业的家族结构与企业权力结构的社会重构

家族制度的变化将导致组织制度包括组织治理模式的变化。在市场化和国际化进程中,为了挽救企业于经济危机(强制合法性,如2009年以后企业绩效下降,威胁感知导致企业采取新的领导结构、改变了以往的资源守旧和程序老套的模式[41])、符合外部市场和国际化商业规范(规范合法性,如海外投资和国际合作背景下的学习和接受新规范[42])、以及家族内部成员对上述的内在认知(认知合法性,如第二代等受过MBA教育[2, 43]),家族企业体现出逐渐让渡企业所有权的行为,家族企业的内部权力结构也因此而被改变(表现为内圈决策层的家族成员减少、家族持股比例下降、外资机构和独立董事规模的上升等)。

1. 家族企业家族结构对企业组织权力结构的影响

AndersonReeb [29]的实证研究表明:当有更多的与创始人家族相关的董事存在时,董事会中独立董事的比例将会减少。鉴于核心家庭人数有限,我们可以合理的推断二代、旁系、扩大家庭型容易限制独立董事的比例。根据AndersonReeb [29]的发现,由于独立董事存在的理由是为了监督或调解董事会内部利益集团之间的矛盾冲突[21],而扩大家庭型的家族企业董事会家族成员之间的利益关系相对复杂,家族内矛盾更容易成为主要矛盾[44]因此,扩大家庭型家族企业中独立董事存在的必要性也随之下降,表现为独立董事比例的下降。van Essen, van OosterhoutCarney [45]将家族的内在功能分为监督功能和资源获取功能。他们发现,家族股权的集中容易与特定的权力结构同时发生。如果家族企业家族人数庞大且能够形成内部人治理,那么这类家族企业将会更容易关注资源获取功能。相对西方的家族企业而言,这一点对于东方家族企业就显得特别重要。因为东方家族主义不仅仅需要战略资源,而且还需要关系资源,因此东方的家族企业将拥有规模较大的董事会。此外,为了获得高度独立控制,家族企业会拥有较少的独立董事并采用董事长和总经理兼任的高管结构[45]Miller, Breton-MillerLester [46]在研究中指出,家族企业股权集中度受到家族利益和社会情感财富的共同驱动,随着企业的发展,家族企业会减少家族股东、降低家族外部股权集中度[47]。这种情况又会受到家族对外部威胁的感知、商业规范的影响,在市场化程度较高的地区更为明显。由此,我们推出有关涉入企业的家族结构决定权力结构的逻辑(如下图2所示)和相关假设:

假设1,家族结构决定权力结构。

假设1a,随着家族成员涉入到企业,扩大家庭型容易分散核心家族对企业的控制权;

假设1b,随着家族成员涉入到企业,扩大家庭型容易分散核心家族对企业的所有权;

假设1c,家族结构对权力结构的决定性,在市场化程度不同的地区之间存在明显差异。

2  家族结构决定权力结构(略)

2. 企业权力结构、组织变革与企业内家族结构重构

除家族结构能够对企业权力结构产生影响的之外,企业内权力结构的变迁也同时会影响家族成员与企业的涉入结构,家族企业股本结构中外资、机构、独立董事所带来的市场逻辑会与家族固有的家族逻辑产生竞争。具体表现为,外部股权增加使得双方会在企业绩效不好的情况下考虑是否裁员[48],在威胁感知下考虑是否创新和引入更多的外源融资等问题上产生动态[36, 48],双方动态的形式将表现为服从、容忍、平衡、对抗或操纵[38],动态的结果将对涉入到企业的家族结构产生直接的影响。此外,商业规范、制度压力等企业所处的外部环境的变化也会影响到上述动态的效果。因此,基于制度竞争这一工具我们建立企业权力结构反作用于家族结构的分析框架(如下图3所示),并提出了假设2

假设2:企业权力结构通过转型行为中的制度竞争影响涉入到企业的家族结构; 

3  权力结构决定家族结构(略)

在综合了以上对制度的共同演化逻辑的分析和已经建立的两个阶段的结构重构过程的分析基础之上,我们尝试建立了一个组织中家族结构(反应家族制度)和组织中权力结构(反应组织制度)、家族结构和企业权力结构相互影响的、动态的社会建构过程(如下图4所示),并提出了本研究中的假设3

4  家族企业的制度创业(略)

假设3:涉入企业的家族结构与企业权力结构动态循环,构成了一个社会建构的过程。

对于根据上述理论分析的框架所推导出的理论模型和研究假设,在本文接下来的研究中,我们将通过中国上市家族企业样本的实证研究给予论证,并对嵌入企业的家族结构及企业权力结构之间的社会建构过程提供相关证据支持。

三、        研究设计

(一)  样本与数据

在研究样本对象的甄选上,我们参照了Wei, Wu, LiChen [49]有关家族企业的界定[2],以最大样本量为基准从而将研究区间锁定到了2006年至2012年。最终,我们得到了717家符合研究需要的家族企业样本。本研究中所用到的数据,主要来自于“国泰安CSMAR系列中国金融经济数据库”,包括:“中国民营上市企业研究数据库”、“中国上市企业财务指标分析数据库”、“中国上市企业股东研究数据库”和“中国上市企业治理结构研究数据库”。根据研究的需要,在构建变量时对数据库中所披露的信息以及原始数据参照相应的方法做了进一步的整理。

(二)  变量定义

1. 家族涉入

在测量上单一的考察一个企业是否为家族企业[50]忽视了家族企业的异质性,从而不利于区分涉入到企业内部的、不同的家族成员类型对企业权力结构和企业转型行为的影响。为此,在Le Breton-Miller, MillerLester [27]的研究基础之上,我们又对涉入到企业的家族成员从关系属性的角度做了进一步细分,并根据中国本土文化中有关关系划分的元素将涉入到企业中的家族结构从类型上分为核心型家族结构和扩大型家族结构。在具体的测量上,我们通过从“中国民营上市企业研究数据库”中有关1420家民营企业7年间(2006年至2012年)披露的28397条有关控制人变动的信息提取到的103个能够明确反映复杂的中国本土关系的关键词,经内容分析后编制成了测量涉入到企业的家族结构变量(FT)。在具体的操作上,我们根据这些关键词反映的隶属关系代际和直旁系关系,首先将其划分为四种基本类型的关系:夫妻、父子、兄弟和亲友;其中,父子关系内包含了父子、父女、母子、母女;兄弟关系内包含了诸如兄弟、姐妹之类的各类兄弟姐妹关系;亲友关系特指因姻亲而产生的各类关系的总和。考虑到同一个家族企业可能存在多个家族成员的涉入情形,又以夫妻关系为核心,分别与其他三种类型的关系按照“1+1”、“1+2”、“1+3”的配对原则进行组合;最终,共计得到家族成员涉入到家族企业中的8种类型:1夫妻;2夫妻+兄弟;3夫妻+父子;4夫妻+父子+兄弟;5夫妻+亲友;6夫妻+兄弟+亲友;7夫妻+父子+亲友;8夫妻+父子+兄弟+亲友。在实证模型中,我们通过涉入家族结构类型变量FT来表示。

2. 家族企业权力结构

以往对企业权力结构的研究集中在对董事会内部结构和高管团队结构上,常见的测量指标有:董事会规模、董事会独立性和CEO兼任等[45]。但我们更想知道的是家族企业对企业治理模式的偏好。尽管企业前5或前10大股东股权集中度等指标也能够在一定程度上反映家族对于企业治理模式(股权结构)的偏好,但这些指标仍不能确切如实反映家族成员对企业治理模式的偏好。为了使得企业治理权力结构与家族结构类型相匹配,我们利用国泰安CSMAR系列中国金融经济数据库中的相关披露信息,重新构建了家族内部控制权的集中度(FC)和家族内部所有权集中度(FO)两个指标。其中,家族内部控制权的集中度(FC)根据“上市企业控制人文件”中的“实际控制人名称”和“实际控制人拥有上市企业控制权比例”参照HHI


[]的形式计算得到;家族内部所有权集中度(FO)根据上市企业“股东股本”中的“股东名称”及其“持有的比例”参照HHI的形式计算得到。根据这两个指标的高低,将企业治理的类型分为:市场型和关系型(包括家族型和企业家型)。从而实现了从实证的角度,对家族治理类型中市场型权力结构和关系型权力结构(包括家族型和企业家型)的测量。除此之外,我们认为董事长与总经理兼任(FP)是权力集中的主要表现形式之一,因此在具体的实证研究中将家族企业内部是否存在董事长与总经理兼任的情况也作为是企业权力结构的具体体现。

3. 企业的战略行为

企业转型行为涉及到资源开发、营销、发展、品牌、人才和技术开发、融资等诸多方面,现有的对企业治理与企业转型之间的关系研究多集中在治理与多元化和研发等方面。实质研究中有关企业转型的测量指标选取,常见的有财务杠杆、多元化程度、研发投入等[45]。在本文的研究中,我们通过考察上市家族企业国际化程度(FD[]来体现企业的战略行为。

4. 企业绩效

企业绩效表现体现在财务绩效和市场绩效两个方面。在实证研究中,财务绩效经常通过企业财务报告中所披露的指标(包括ROEROAROIROCEEPS)来衡量[51];市场绩效则通过Tobin’s Q、市价与账面值比率和股票收益[52]来反映。考虑到外在市场的竞争环境,相比财务绩效而言,我们更倾向于认为市场绩效能够反应制度竞争的情形,并在家族企业权力结构对涉入企业的家族结构的影响过程中发挥中介作用。在本文的实证研究中,我们通过数据库中披露的托宾Q值(TQ)来测量特定家族企业的绩效表现。

5. 外部制度环境

在有关中国本土的研究中,通常采用樊纲等编制的市场化指数来测度某一企业所在地的市场环境。樊纲等编制的市场化指数固然能够反映企业所处地区的外部环境,然而值得注意的是:在该指数中除了总得分意外,包含有5个子指标。而在以往的研究中只是采用某一省份市场化总得分衡量,这不仅仅忽视了市场化本身的复杂性,也显然有失公允。此外,随着时间的推移,该系列指数中以调查为基础的多项指标在没有重新调查的基础上沿用原有数据,使得数据本身已经使其失去了如实反映客观存在的意义;同时,由于国家统计局对于GDP数据的调整以及部分数据缺失,基于该类型的由原始数据推算出来的指数的可信度和代表性本身也成为一个值得商榷的问题。考虑到数据质量本身对研究结果的影响,我们重新构建了一个新的指标——民营化进程(M


[5],来反映企业归属地的市场化程度。如果一个地区对民营企业的制度保护越完善、市场越发达,那么该指标也越大。此外,我们还把该指标用来反映家族企业所面临的商业规范和家族对所处环境的风险感知,用于调节家族结构对权力结构的影响。

6. 控制变量

借鉴以往实证研究经验,根据实证模型检验核心变量之间的关系,我们控制了企业的年龄(AGE)、企业的年龄(AGE^2)、企业的规模(SIZE)(用员工人数表示)、行业(IND)(根据国泰安数据库中的行业大类分类)。此外,尽管在以往的研究中,董事会人数(BD)被认为是可以用来反映企业治理的指标,但权衡到这并非本文研究所聚焦的对象,故此我们将其列为控制变量加以控制。为了方便和便于理解,现将本研究中所有涉及到的相关变量做如下定义:

1  主要变量定义

类别

变量

含义

家族结构

FT

涉入家族结构,取值范围08

家族权力

FC

家族内部控制权的集中度,计算所得值为01

 

FO

家族内部所有权集中度,计算所得值为01

 

FP

董事长与总经理兼任,取值为01

转型行为

FD

家族企业的国际化程度,计算所得值为01

 

TQ

家族企业的绩效表现,取数据库中托宾Q原值

制度环境

M

家族所在地的市场化程度,计算所得值为01

控制变量

AGE

家族企业的年龄、家族企业年龄的平方

 

SIZE

家族企业的规模,企业员工人数取对数

 

IND

家族企业所在行业,根据数据库披露

 

BD

家族企业董事会的规模,取数据库原值

 

(三)  方法选择

在前文的理论分析中,我们为家族结构和权力结构建构了一个动态的社会建构模型。根据该理论模型(见图4):涉入企业的家族结构影响了企业内在权力的分配,而企业权力结构反过来又通过市场竞争影响涉入企业的家族结构的形成。因此,在实证检验过程中,我们不仅仅要检验涉入到企业的家族结构对权力结构的影响,还要验证企业权力结构是否真的能够通过制度竞争影响到家族结构的变迁;同时,我们还要进一步说明这二者是否符合社会建构的逻辑、它们之间是否能够构成一个相互影响的动态循环过程。显然,单一方程估计是无法满足这样一个研究设计的需要。这是因为,单一方程模型在估计变量之间的关系时,会忽视方程之间(包括各方程随机扰动项之间)的联系,因此它对于涉入企业的家族结构与企业权力结构之间的社会建构过程也就缺乏解释力。因此,为了验证“家族结构-权力结构”之间互为营销的过程,我们分别构建了均包含有5个单方程的系统方程模型[6],同时采用对联立方程组的整体估计来验证二者之间在社会建构上的影响机制和双重演化。有关具体的系统方程模型(所有某些均为包含有调节变量的全模型)如下所示:

式(1 联立方程组一  式(2 联立方程组二  式(3 联立方程组三   式(4 联立方程组四(略) 

在保证了模型设定符合研究设计的前提下,为了客观呈现对上述假设的实证检验结果,在估计方法上我们选择了“三阶段最小二乘法”(3SLS)。通过3SLS方法,利用stata12.0对所建立的4个联立方程组分别进行估计。选择3SLS方法的其理由如下:单一方程OLS估计和2SLS估计均忽略了多方程系统内不同方程中扰动项之间相关的可能性,而3SLS根据单一方程2SLS估计得到的系统扰动项的协方差矩阵,对整个系统进一步采用“广义最小二乘法”(GLS)估计、弥补了上述不足。通过对联立方程采用3SLS方法进行估计,不仅能够在保证一致性的前提下提高了估计效率[53];同时,也为检验中国上市家族企业内部家族结构和权力结构的动态过程提供了可操作性的工具。需要进一步指出的是,从控制权和所有权两个方面考察企业的权力结构,一方面可以较为全面的体现企业内部的权力构成,另一方面其实证分析结果可以相互校正。本研究通过对模型估计方法的选择和双路径估计(控制权路径和所有权路径),确保了研究结果的稳定性。

四、        分析结果

(一)  描述性统计

从统计结果来看,反应涉入家族类型的变量FT的标准差为1.494,家族内部控制权集中度(FC)的标准差为0.115,家族内部股权集中度(FO)的标准差为0.065,反映家族企业转型行为的变量(FD)的标准差为0.205,托宾Q的标准差为277.951。这些数据分别体现了中国上市家族企业在家族结构、企业权力结构、战略行为和市场绩效之间的差异。此外,不同企业所在地的市场发育程度(民营化进程:M)也不尽相同,M的值从0.010.88不等标准差为0.060

2  描述性统计

变量 

FT

FC

FO

FP

FD

TQ

BD

SIZE

M

FT

1.000

 

 

 

 

 

 

 

 

FC

0.090***

1.000

 

 

 

 

 

 

 

FO

0.322***

0.281***

1.000

 

 

 

 

 

 

FP

0.071***

0.034**

0.154***

1.000

 

 

 

 

 

FD

0.100***

0.063**

0.146***

0.154***

1.000

 

 

 

 

TQ

-0.009

-0.013

-0.012

-0.011

-0.055**

1.000

 

 

 

BD

-0.033**

-0.055***

-0.081***

-0.120***

-0.010

-0.051***

1.000

 

 

SIZE

0.040***

0.086***

-0.052***

-0.020

0.047*

-0.015

0.138***

1.000

 

M

-0.124

0.265**

-0.087

-0.158

0.074

-0.084

-0.035

0.101

1.000

均值

0.609

0.118

0.029

0.260

0.266

9.728

8.596

2259.154

0.036

标准差

1.494

0.115

0.065

0.439

0.205

277.951

1.612

4245.624

0.060

注:******分别表示在1%5%10%水平显著。

(二)  建模结果

下表3报告了采用3SLS估计方法对各联立方程组的核心变量的估计结果。在所显示的各个变量之间的关系,均是在控制了企业的年龄(AGE)、企业的年龄(AGE^2)、企业的规模(SIZE)、行业(IND)和董事会人数(BD)变量之后所得到。联立方程中各等式的χ值从24.97275.71不等,但它们都是显著的(p<0.01),各阶段相应的控制变量分别在10%5%1%不同的水平上显著。


3  3SLS估计方法下对各联立方程组的估计结果

 

联立方程组一

联立方程组二

联立方程组三 

联立方程组四

 

FC

FP

FD

TQ

FT

FO

FP

FD

TQ

FT

FC

FP

FD

TQ

FT

FO

FP

FD

TQ

FT

FT

-0.0532***

-0.0987***

 

 

 

-0.0232***

0.00

 

 

 

-0.139***

-0.188***

 

 

 

-0.0449***

0.00

 

 

 

M

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

-0.169***

-0.18

 

9.128*

 

-0.0442*

-0.03

 

5.542***

 

M*FT

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

0.136***

0.295***

 

 

 

0.0582***

0.07

 

 

 

FC

 

 

0.720***

 

 

 

 

 

 

 

 

 

0.594***

 

 

 

 

 

 

 

FO

 

 

 

 

 

 

 

0.22

 

 

 

 

 

 

 

 

 

0.535*

 

 

FP

 

 

-0.117***

 

 

 

 

-0.170***

 

 

 

 

-0.0472**

 

 

 

 

-0.0968***

 

 

FD

 

 

 

23.08***

 

 

 

 

-6.884***

 

 

 

 

28.52***

 

 

 

 

-10.32***

 

M*FD

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

 

-5.90

 

 

 

 

-51.51***

 

TQ

 

 

 

 

-0.892***

 

 

 

 

1.265***

 

 

 

 

0.126***

 

 

 

 

0.595***

SIZE

 

 

 

-6.944***

0.20

 

 

 

0.38

1.208**

 

 

 

2.25

0.297**

 

 

 

0.65

0.23

BD

 

 

0.0120*

 

 

 

 

-0.0411***

 

 

 

 

-0.0108*

 

 

 

 

-0.0163**

 

 

年龄

已控制

已控制

已控制

已控制

已控制

已控制

已控制

已控制

已控制

已控制

已控制

已控制

已控制

已控制

已控制

已控制

已控制

已控制

已控制

已控制

行业

已控制

已控制

已控制

已控制

已控制

已控制

已控制

已控制

已控制

已控制

已控制

已控制

已控制

已控制

已控制

已控制

已控制

已控制

已控制

已控制

Constant

3.242***

2.659***

-1.670***

163.3***

11.49

2.115***

-2.296**

-1.07

-33.99**

44.48***

4.929***

4.276***

-1.066***

-58.92

6.22

1.961***

-1.30

-1.101**

-29.87**

23.96***

N

816

816

816

816

816

769

769

769

769

769

816

816

816

816

816

769

769

769

769

769

chi2

66.49

73.74

62.04

194.38

80.30

112.93

24.97

91.48

49.96

185.20

275.71

101.76

64.20

170.07

101.19

197.31

27.95

62.00

86.37

205.26

P-value

0.00

0.00

0.00

0.00

0.00

0.00

0.00

0.00

0.00

0.00

0.00

0.00

0.00

0.00

0.00

0.00

0.00

0.00

0.00

0.00

注:******分别表示在1%5%10%水平显著;()内的值为标准差;在估计过程中,所有的自变量均滞后一期;控制变量中,除了行业以外均滞后一期。


1. 涉入企业的家族结构对企业权力结构的影响

当不考虑当地市场民营化进程(M)时:从控制权的角度(图5联立方程组一3SLS估计结果)来看,家族结构(FT)对家族内部控制权集中度(FC)的影响系数为-0.0532、且在1%的水平上是显著的,家族结构(FT)对董事长是否兼任总经理(FP)的影响系数为-0.0987、且在1%的水平上是显著的;从所有权的角度(图6联立方程组二3SLS估计结果)来看,家族结构(FT)对家族内部所有权集中度(FO)的影响系数为-0.0232、且在1%的水平上是显著的,家族结构(FT)对董事长是否兼任总经理(FP)的影响系数为-0.139、且在1%的水平上是显著的。

当考虑到当地市场民营化进程(M)时:从控制权的角度(图7联立方程组三3SLS估计结果)来看,受民营化进程(M)的影响,家族结构(FT)对家族内部控制权集中度(FC)的影响系数变为-0.139、且在1%的水平上是显著的,家族结构(FT)对董事长是否兼任总经理(FP)的影响系数为-0.188、且在1%的水平上是显著的;从所有权的角度(图8联立方程组四3SLS估计结果)来看,受民营化进程(M)的影响,家族结构(FT)对家族内部所有权集中度(FO)的影响系数变为-0.0449、且在1%的水平上是显著的,家族结构(FT)对董事长是否兼任总经理(FP)的影响系数为-0.00224、但并不显著。此外,民营化进程(M)对家族企业内部控制权集中度(FC)及其此时的董事长是否兼任总经理(FP)以及家族企业内部所有权集中(FO)的调节效应均在1%的水平上是显著的,系数分别为0.1360.2950.0582

2. 企业权力结构、转型行为对家族结构的影响

当不考虑当地市场民营化进程(M)时:从控制权的角度(图5联立方程组一3SLS估计结果)来看,家族内部控制权集中度(FC)对企业转型(FD)的影响系数为0.720、且在1%的水平上是显著的,董事长是否兼任总经理(FP)对企业转型(FD)的影响系数为-0.117、且在1%的水平上也是显著的,企业转型(FD)对企业绩效(TQ)的影响系数为23.08、且在1%的水平上是显著的,企业绩效(TQ)对于家族结构(FT)的影响-0.892、且在1%的水平上是显著的;从所有权的角度(图6联立方程组二3SLS估计结果)来看,家族内部所有权集中度(FO)对企业转型(FD)的影响系数为0.224、但并不显著,董事长是否兼任总经理(FP)对于企业转型(FD)的影响系数为-0.170、且在1%的水平上是显著的,企业转型(FD)对企业绩效(TQ)的影响系数为-6.884、且在1%的水平上是显著的,企业绩效(TQ)对于家族结构(FT)的影响系数为1.265、且在1%的水平上是显著的。

当考虑到当地市场民营化进程(M)时:从控制权的角度(图7联立方程组三3SLS估计结果)来看,受民营化进程(M)的影响,家族内部控制权集中度(FC)对企业转型(FD)的影响系数为0.594、且在1%的水平上是显著的,董事长是否兼任总经理(FP)对企业转型(FD)的影响系数为-0.0472、且在5%的水平上是显著的,企业转型(FD)对企业绩效(TQ)的影响系数为28.52、且在1%的水平上是显著的,企业绩效(TQ)对于家族结构(FT)的影响0.126、且在1%的水平上是显著的,其中民营化进程(M)在企业转型(FD)对企业绩效(TQ)的影响中起到了负向的调节作用、但并不显著;从所有权的角度(图8联立方程组四3SLS估计结果)来看,家族内部所有权集中度对企业转型(FD)的影响系数为0.535、且在10%的水平上是显著的,董事长是否兼任总经理(FP)对于企业转型(FD)的影响系数为-0.0968、且在1%的水平上是显著的,企业转型(FD)对企业绩效(TQ)的影响系数为-10.32、且在1%的水平上是显著的,企业绩效(TQ)对于家族结构(FT)的影响系数为0.595、且在1%的水平上是显著的,其中市场化进程(M)在企业转型(FD)对企业绩效(TQ)的影响中起到了负向的调节作用、且在1%的水平上是显著的。

3. 涉入企业的家族结构和企业权力结构之间的建构过程

从图5来看,联立方程组一3SLS的估计结果中所有核心变量FTFCFPFDTQ均是显著的(p<0.01);从图6来看,联立方程组二3SLS的估计结果中,尽管FTFP以及FOFD的影响并不显著,但在可替代路径上(FTFO以及FPFD)的作用是显著的。

从图7来看,联立方程组三3SLS的估计结果中的核心变量FTFCFPFDTQ均是显著的(p<0.010.05),外部市场化环境(M)在涉入家族结构对企业权力结构的决定中起到了调节作用(0.136p<0.010.295p<0.01);从图8来看,联立方程组四3SLS的估计结果中除了FTFO的影响及其调节效应不显著以外,其他变量也都是显著的(p<0.010.050.1),民营化进程(M)在涉入家族结构对企业权力结构的影响中以及企业权力结构通过制度竞争反作用于涉入家族结构的过程中都起到了调节效应(0.0582p<0.01-51.51p<0.01)。

综合上述结果,可以肯定有关涉入企业的家族结构与企业权力结构之间的社会建构过程是成立的。

五、        总结与讨论

通过我们的实证检验结果可以发现,在基础模型(即,联立方程组一和联立方程组二)中,假设1a在家族结构对控制权集中的影响、假设1b在家族结构对所有权集中度的影响和家族结构对董事长与总经理兼任上分别得到了验证。据此,我们可以合理的推断家族结构对权力结构起到了决定性的影响。即,家族结构决定权力结构(假设1)。在扩展模型(即,联立方程组三和联立方程组四)中,对于假设1a和假设1b,我们也得到了同样的结论。此外,当地民营化进程通过家族企业董事长和总经理是否兼任对家族结构在权力结构的决定过程中发挥了调节作用,即假设1c在家族结构对企业董事长和总经理兼任的影响上得到了验证。

在实证检验结果中,无论是在基础模型中还是在扩展后的模型中,无论是从控制权角度出发还是从所有权的角度来看,假设2均得到了验证。即,权力结构通过企业转型变革行为中的制度竞争,能够对家族结构产生影响;其中,国际化、治理结构变化、营销战略变化及创新都带来了企业内部的多重制度逻辑的矛盾和竞争,这些矛盾和竞争的结果最终影响了企业新家族结构的社会建构。民营化进程通过调节企业转型对企业绩效的影响而影响到了权力结构对家族结构的决定性。

从控制权的角度出发,在基础模型中,家族结构对权力结构的影响以及权力结构反作用于家族结构所发挥作用的机制中的核心变量的影响系数均是显著的;在扩展模型中,采用同样的方法也可以得到相一致的结论。因此,有关家族结构与权力结构之间的动态循环、推动两个层面的制度构建也得到了验证。即,我们的假设3得到了验证。

通过上述假设的检验,本文基于家族涉入和制度变迁的视角,建立了家族结构和权力结构之间的动态循环模型。这与近期的一些经典研究不谋而合:根据BretonMillerMiller [54]的理论研究,随着家族企业的不断壮大,家族企业会逐渐由创始人所有和控制转变为家族共同所有和控制,进而还会演化为亲戚财团共同所有和控制。ChungLuo [3]也发现,在台湾,随着国际化和市场化家族在企业集团领导层开始衰落。这是因为,家族企业本身的发展,也需要引入扩大型家族的成员共同组建专业的委员会[10]等,以满足其所面临的制度压力[46],如,合法性和社会责任等。在另一个层面,企业权力结构的变化、组织的变革又会通过具体的企业转型行为反过来又会影响涉入企业的家族结构的变化。我们的实证研究也发现:随着家族成员不断涉入到企业,扩大家庭型的家族结构在分散核心家族对企业的控制权的同时,也容易导致家族内部所有权的分散。

就制度环境的调节作用而言,对于转型经济体制下的家族企业而言,制度环境的改善和经济发展的同步往往能够吸引更多的家族成员涉入[50],为进一步推动权力结构的改善和组织的变革提供动力。他们在研究中还发现:外部竞争环境的变化对家族企业转型行为能产生调节作用。在本研究中,我们从权力结构通过制度竞争对家族结构的影响中,为此找到了经验证据。我们对中国内地上市家族企业的实证研究进一步发现,市场化越高的地区,家族企业内部股权集中度越低、董事长和总经理兼任的情况反而越普遍;随着家族成员涉入企业,扩大家庭型的家族结构弱化了后者的效应。

我们的研究不足之处在于,本文仅仅着眼于家族内部(无论是家族结构的分型还是对企业治理类型的分型)的研究,有关家族企业内部家族成员与非家族成员之间的动态,以及基于家族内部的治理和外部治理之间的关系等,仍需进一步研究。此外,我们的研究在取样上也仅仅抽取了中国上市的内地家族企业,如果能够通过调查等方式取得非上市家族企业的样本数据进行对比研究、乃至和其他国家的同类企业展开对比研究,对家族企业理论研究和家族企业具体行为实践将会产生更大的贡献和指导意义。

参考文献(略)


[1]涉入制度结构、原本应服从制度要求的行动主体产生了偏离制度要求的代理行为被SeoCreed2002 称为涉入式代理悖论。

[2] 根据Wei, Z., Wu, S., Li, C.,Chen, W. 2011)对家族企业的界定,认为:如果在“中国民营上市企业研究数据库”中被披露的“实际控制人类型”为“自然人或家族”,它们就应该被纳入到有关家族企业研究的研究对象之内

[] HHI:即,赫芬达尔-赫希曼指数。在本研究中,以此反映在家族企业内部家族成员持有的控制权或所有权的平方和。其计算公式为:。其中,HHI表示FCFO的平方和,i表示第i位家族成员,n表示家族成员数量,xi表示第i位家族成员持有的家族控制权或所有权的份额,X表示家族成员共同持有的家族企业的控制权或所有权的份额。

[] 该指标通过以下方法计算:某一家族企业的国际化程度=该企业当年以外币计量的收入/该企业当年的总营业收入。

[5] 其中,地当年的民营化进程=地当年所有民营企业营业收入总额/当地当年所有企业营业收入总额

[6] 其中,前2个方程用于检验家族结构对权力结构的影响,后3个方程用于检验权力结构通过制度竞争反作用于家族结构的影响。在所有的单一方程中,表示相应的控制变量的加总。

 

个人简介
管理学博士,中国管理研究国际学会(IACMR)会员、论文评审人(2016/2018),省经济战略学会专家组成员,公开发表论文10余篇,Journal of Management & Organization、Asian Business & Management等期刊匿名外审。参与或负责研…
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