王積超,陳 楠,張現(xiàn)苓

(中央財(cái)經(jīng)大學(xué) 社會與心理學(xué)院,北京 100089)

一、研究背景

20世紀(jì)80年代以來,隨著市場經(jīng)濟(jì)的逐漸深化,中國私營企業(yè)經(jīng)歷了從無到有、從弱到強(qiáng)的發(fā)展過程。這種經(jīng)濟(jì)形式以市場機(jī)制為基礎(chǔ)配置社會資源,以雇傭關(guān)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(jì)的重要組成部分,是推動中國社會經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要力量。黨的十五大將中國私營經(jīng)濟(jì)從“制度外”納入到“制度內(nèi)”,由“公有制經(jīng)濟(jì)的必要和有益的補(bǔ)充”變?yōu)椤爸袊鐣髁x市場經(jīng)濟(jì)的重要組成部分”,從制度上確立了中國私營經(jīng)濟(jì)的地位,為私營經(jīng)濟(jì)的健康發(fā)展奠定了基礎(chǔ)。

進(jìn)入21世紀(jì)以后,中國各級政府部門通過法律、制度建設(shè)、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(jì)新的增長點(diǎn)。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(dá)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(wù)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(cái)富、科技創(chuàng)新、提升國民福利水平等作出了重要的貢獻(xiàn)。

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(jì)中占有很高的比例,2010年約為85.4%[1]。家族參與管理在技術(shù)創(chuàng)新、債務(wù)融資和運(yùn)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(dǎo)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(guān)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(dāng)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(xiàng)必要的非正式制度安排,對于私營企業(yè)實(shí)現(xiàn)更好的發(fā)展具有不可替代的積極作用[7]?？梢?關(guān)于家族涉入和政治關(guān)聯(lián)對私營企業(yè)績效影響等方面的研究已經(jīng)受到學(xué)術(shù)界的關(guān)注[8]。這既是私營經(jīng)濟(jì)自身健康發(fā)展的實(shí)踐需求,也是促進(jìn)整體國民經(jīng)濟(jì)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(guān)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(jì)發(fā)展問題研究的有益補(bǔ)充,為更好、更快地推動中國私營經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型和發(fā)展提供參考。

二、文獻(xiàn)回顧

經(jīng)濟(jì)績效是衡量企業(yè)發(fā)展的重要指標(biāo)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。基于本文的研究主題,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(jì)學(xué)和管理學(xué)領(lǐng)域,學(xué)者對企業(yè)行為進(jìn)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(rèn)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(chǔ)做出理性的決策。但是在現(xiàn)實(shí)中資源基礎(chǔ)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(dāng)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(chǔ)理論進(jìn)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(gòu)筑新的理論,特別是隨著人口學(xué)和心理學(xué)理論在管理學(xué)上的應(yīng)用,相關(guān)文獻(xiàn)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(shí)際工作角色等[11][12][13],背景特征不同會導(dǎo)致管理者在投資戰(zhàn)略和運(yùn)營管理定位上的選擇不同,進(jìn)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(guān)系[16][17]。還有學(xué)者關(guān)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(guān)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(guān)系[21][22]。此外,管理團(tuán)隊(duì)的構(gòu)成也會影響企業(yè)績效[23]?，F(xiàn)有文獻(xiàn)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(jìn)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(guān),如企業(yè)債務(wù)、發(fā)展階段、歷史、地區(qū)等[14][15][20][24]。現(xiàn)有研究表明,良好負(fù)債結(jié)構(gòu)能在一定程度上降低企業(yè)稅務(wù)成本,進(jìn)而提高企業(yè)績效[24][25]。企業(yè)發(fā)展歷史與經(jīng)濟(jì)績效之間的關(guān)系受其所處經(jīng)營環(huán)境的調(diào)節(jié)影響,當(dāng)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(xué)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(guān)系的文獻(xiàn)多數(shù)是從區(qū)域資本、區(qū)域產(chǎn)業(yè)構(gòu)成、政策環(huán)境等角度展開分析[28]?；谝陨衔墨I(xiàn)分析,本文提出以下研究假設(shè):

假設(shè)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(xué)歷,企業(yè)本身的特征變量包括企業(yè)的資產(chǎn)負(fù)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(shí)際控制者相關(guān)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(quán)涉入、控制權(quán)涉入、管理權(quán)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(diǎn)以及所使用的數(shù)據(jù)需要將家族所有權(quán)涉入和家族管理權(quán)涉入作為研究家族涉入的兩個維度,應(yīng)用于后續(xù)研究中。

關(guān)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(xué)者存在不同的觀點(diǎn)。有學(xué)者從制度環(huán)境與替代性機(jī)制的角度出發(fā),認(rèn)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(jī)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(rèn)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(xué)者從資源觀(RBV)理論角度提出類似的觀點(diǎn),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(bǔ)這些不足,而付出的成本相對更低[34]。但是,當(dāng)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(fù)面效應(yīng)會逐漸顯露出來。比如,家族成員之間存在利他主義傾向,當(dāng)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(biāo)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(dǎo)致企業(yè)內(nèi)部裙帶關(guān)系問題嚴(yán)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(dāng)外部的人力資本市場和經(jīng)理人市場足夠發(fā)達(dá)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(dǎo)致已有研究結(jié)論不一致的原因之一是忽略了企業(yè)組織特征對二者關(guān)系的調(diào)節(jié)作用。

關(guān)于家族涉入所有權(quán)的一些研究表明,中國私營企業(yè)具有“一股獨(dú)大”的特征[40],家族持股比例和企業(yè)績效之間存在正向關(guān)系[41]。但是,也有學(xué)者持相反的觀點(diǎn),認(rèn)為家族成員過度涉入所有權(quán),會減少外部投資的進(jìn)入,阻礙企業(yè)成長[42]。關(guān)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(quán)涉入和企業(yè)財(cái)務(wù)報(bào)告質(zhì)量之間負(fù)相關(guān)。也有學(xué)者討論了家族成員涉入和企業(yè)創(chuàng)新投入之間的關(guān)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(xué)者認(rèn)為二者正相關(guān)[47]或不相關(guān)[48]。此外,其他一些研究針對上述兩種對立觀點(diǎn)提出,家族持股比例和企業(yè)績效之間呈現(xiàn)復(fù)雜的曲線關(guān)系,但具體是何種曲線也存在爭議[42][49][50]。

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

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

假設(shè)2b:在控制其他變量不變的情況下,家族管理權(quán)涉入不利于企業(yè)經(jīng)濟(jì)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(qiáng)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(jī)關(guān)任職,憑借這種政治身份進(jìn)而有利于培育企業(yè)與政府之間的良好關(guān)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(xué)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(jìn)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(shí)是一種政治資本,當(dāng)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(quán)的支持,還能賺取更多的社會資源[56]。國內(nèi)學(xué)者在對該領(lǐng)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(qiáng),公司財(cái)務(wù)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(shí)都與該企業(yè)的政治聯(lián)系直接相關(guān),政治聯(lián)系對于企業(yè)發(fā)展的重要性在任何時候強(qiáng)調(diào)都不為過,因此企業(yè)應(yīng)盡量建立政治聯(lián)系,促進(jìn)自身的發(fā)展。根據(jù)梳理已有的相關(guān)研究,能夠大致得出結(jié)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(jì)績效。綜上所述,本文提出如下研究假設(shè):

假設(shè)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(jì)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(jì)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(bǔ)法處理兩個原始變量后,我們計(jì)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(quán)涉入和家族管理權(quán)涉入。

對于家族所有權(quán)涉入,本文使用“您自己和家庭成員的投資占您當(dāng)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(biāo)準(zhǔn)。具體而言,家族所有權(quán)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(quán)的程度就越高。對于家族管理權(quán)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(gòu)成是什么”,第二個是“誰主要負(fù)責(zé)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(fù)責(zé)企業(yè)管理,那么這類企業(yè)被定義為“家族管理權(quán)涉入”,否則被定義為非家族管理權(quán)涉入。因此,家族管理權(quán)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(guān)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(jìn)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(rèn)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(jì)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(shè)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(jì)績效產(chǎn)生影響[16],因此將年齡變量納入控制變量;學(xué)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(jìn)而對企業(yè)的發(fā)展產(chǎn)生影響[21],故將學(xué)歷這一變量納入,本研究將企業(yè)主的學(xué)歷分為高中及以下(2157)、大專及大學(xué)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(fù)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(fù)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(jì)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(shè)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(quán)涉入,FMI為家族管理權(quán)涉入,PN為政治聯(lián)系,Xi為控制變量;α0為截距項(xiàng),α1和α2分別為家族所有權(quán)涉入和家族管理權(quán)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(dú)立同分布的隨機(jī)干擾項(xiàng)。公式(2)中,ES是企業(yè)總收入,FOI、FMI、PN同公式(1),β0為截距項(xiàng),β1和β2分別為家族所有權(quán)涉入和家族管理權(quán)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(dú)立同分布的隨機(jī)干擾項(xiàng)。

四、結(jié)果分析

(一)描述性分析

表1報(bào)告了所有變量的平均值、標(biāo)準(zhǔn)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(jì)利益基礎(chǔ)。

表1 主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)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(xué)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(fù)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(dá)到75.91%。

關(guān)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(quán)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(quán)占比也較高。

關(guān)于政治聯(lián)系,在5533家企業(yè)中,有1553家企業(yè)主通過擔(dān)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(guān)性分析

表2是關(guān)鍵自變量與企業(yè)績效之間的相關(guān)關(guān)系。根據(jù)表2可知,家族管理權(quán)涉入與企業(yè)凈利潤和企業(yè)總收入都顯著負(fù)相關(guān)(p<0.01)。同樣的,家族所有權(quán)涉入也與這兩個因變量顯著負(fù)相關(guān)(p<0.001)?？梢?家族涉入與企業(yè)經(jīng)濟(jì)績效顯著負(fù)相關(guān)。此外,結(jié)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(guān)(p<0.001),即政治聯(lián)系與企業(yè)經(jīng)濟(jì)績效呈正相關(guān)關(guān)系。

表2 相關(guān)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(yàn)家族涉入和政治聯(lián)系對中國私營企業(yè)經(jīng)濟(jì)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(guān)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(yàn)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(xué)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(qiáng);企業(yè)家的年齡與企業(yè)的凈利潤呈正相關(guān),當(dāng)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(guān)(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(jì)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(chǔ)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(jì)學(xué)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(quán)涉入對企業(yè)凈利潤具有顯著負(fù)向作用(p<0.001,β=-0.749);家族所有權(quán)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(quán)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(dān)任人大代表或政協(xié)委員比不擔(dān)任的企業(yè)凈利潤高1.180個單位。這個結(jié)果支持了假設(shè)2b和假設(shè)3,即在控制其他變量的情況下,家族管理權(quán)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(xué)的企業(yè)比沒上過大學(xué)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(guān)(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(jié)果使假設(shè)1得到了進(jìn)一步的驗(yàn)證。

模型4是在模型3的基礎(chǔ)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(quán)涉入與私營企業(yè)總收入之間是顯著負(fù)相關(guān)。此外,政治聯(lián)系與企業(yè)總收入呈顯著正相關(guān),企業(yè)主擔(dān)任人大代表或政協(xié)委員比不擔(dān)任的企業(yè)總收入高1.294個單位。上述結(jié)果進(jìn)一步支持了假設(shè)2b和假設(shè)3,即在控制其他變量時,家族管理權(quán)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(fù)債率與企業(yè)總收入正相關(guān)(p<0.05),但是影響不大(β=0.001),這一結(jié)果再次證實(shí)了假設(shè)1;企業(yè)地區(qū)分布與企業(yè)總收入顯著正相關(guān)(p<0.001),以西部為參照標(biāo)準(zhǔn),企業(yè)在中部和東部地區(qū)依次提升。上述數(shù)據(jù)驗(yàn)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(jié)果可知,家族管理權(quán)涉入的系數(shù)在兩個模型中都為負(fù),并在統(tǒng)計(jì)上顯著。同時,從結(jié)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(dāng)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(fù)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(jì)上顯著。

(四)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了檢驗(yàn)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(jìn)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(jìn)行回歸分析,得出了模型7和模型8。其結(jié)果與之前回歸結(jié)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(quán)涉入不利于提升私營企業(yè)的經(jīng)濟(jì)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(yàn)回歸分析

五、總結(jié)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(shí)證結(jié)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(jì)績效。當(dāng)企業(yè)主為男性時,會有助于提升企業(yè)的經(jīng)濟(jì)績效,同時,受過大學(xué)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(jì)績效可能會比那些沒上過大學(xué)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(yàn)也會更加豐富,這也有助于他們的企業(yè)提升經(jīng)濟(jì)績效。此外,企業(yè)歷史越悠久,對于提升該企業(yè)的經(jīng)濟(jì)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(quán)涉入與私營企業(yè)的經(jīng)濟(jì)績效顯著負(fù)相關(guān),而家族所有權(quán)涉入對企業(yè)績效的正向影響不大。對于家族管理權(quán)涉入阻礙企業(yè)經(jīng)濟(jì)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(quán)涉入的情況下企業(yè)受到血緣關(guān)系和家族網(wǎng)絡(luò)的影響,企業(yè)整體處于相對封閉的狀態(tài),導(dǎo)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(dǎo)致企業(yè)內(nèi)部存在各種特殊復(fù)雜的人際關(guān)系和利益關(guān)系,企業(yè)管理本身應(yīng)該是理性化的,但因?yàn)榧易宄蓡T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(biāo)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(biāo)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(fù)面影響,企業(yè)應(yīng)從以下兩個方面做出相應(yīng)的改變:(1)企業(yè)應(yīng)適當(dāng)?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(jìn)入企業(yè)所帶來的好處,還應(yīng)該從企業(yè)的長遠(yuǎn)發(fā)展來考慮,避免由于家族涉入程度過高而導(dǎo)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(yīng)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(jìn)而改善企業(yè)的經(jīng)營績效。

本研究的結(jié)果也支持了企業(yè)政治聯(lián)系與經(jīng)濟(jì)績效之間的正相關(guān)。在中國經(jīng)濟(jì)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(dān)任管理職務(wù),以處理政府與企業(yè)的關(guān)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(guān)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(guān)系,獲得更多機(jī)會和資源,這些研究結(jié)論和何曉斌[51]、孔龍[57]、陶萍[58]、雷蒙德[59]等學(xué)者的研究結(jié)論相一致。

上述關(guān)于政治聯(lián)系和私營企業(yè)經(jīng)濟(jì)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(guān)系有利于企業(yè)長期可持續(xù)發(fā)展。私營企業(yè)應(yīng)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(yīng)更加謹(jǐn)慎,不健康或糟糕的政商關(guān)系可能會適得其反,損害私營企業(yè)的經(jīng)濟(jì)利益。因此,在與政府建立良好關(guān)系的同時,私營企業(yè)更應(yīng)專注于提高企業(yè)自身的實(shí)力,這一點(diǎn)是非常重要且必要的,只有立足于自身建設(shè)才有可能實(shí)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(diǎn):首先,本文中構(gòu)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(jì)績效重要的變量,導(dǎo)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(jì)績效之間的關(guān)系相當(dāng)復(fù)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(jī)制。在未來的研究中,我們將從不同的維度著手,進(jìn)一步探索影響企業(yè)績效的更多因素。