彭 程，陳元?jiǎng)?/p>

（四川外國語大學(xué)1.國際金融與貿(mào)易學(xué)院2.國別經(jīng)濟(jì)與國際商務(wù)研究中心，重慶 400031）

一、引言

黨的二十大報(bào)告中指出，要堅(jiān)持高水平對外開放，加快構(gòu)建以國內(nèi)大循環(huán)為主體、國內(nèi)國際雙循環(huán)相互促進(jìn)的新發(fā)展格局。在構(gòu)建設(shè)新發(fā)展格局的背景下，企業(yè)作為重要的微觀經(jīng)濟(jì)主體，其對外直接投資行為是目前被廣泛關(guān)注的話題之一。在貿(mào)易保護(hù)主義抬頭和逆經(jīng)濟(jì)全球化行為思潮不斷高漲的情境下，企業(yè)對外直接投資面臨著持續(xù)增長的經(jīng)濟(jì)風(fēng)險(xiǎn)、金融風(fēng)險(xiǎn)和政治風(fēng)險(xiǎn)等。董事會(huì)作為公司的重要決策群體，其決議在企業(yè)對外直接投資中起到舉足輕重的作用，深入探究董事會(huì)相關(guān)特征對企業(yè)對外直接投資風(fēng)險(xiǎn)偏好行為具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。

董事會(huì)非正式層級因群體成員之間的預(yù)期地位差異而形成，是董事會(huì)內(nèi)部的一種非正式且隱性的層級結(jié)構(gòu)[1-2]。既有研究從不同角度探討了董事會(huì)非正式層級的影響效應(yīng)，主要研究了董事會(huì)非正式層級對企業(yè)績效[2-3]、董事會(huì)決策過程[4]、董事異議[5]、資本結(jié)構(gòu)決策效率[6]、企業(yè)創(chuàng)新[7]、企業(yè)金融化適度性[8]的影響作用。既有研究證實(shí)了董事會(huì)非正式層級對企業(yè)決策等方面的影響效應(yīng)，但至今還鮮有文獻(xiàn)將董事會(huì)非正式層級結(jié)合到企業(yè)對外直接投資行為層面，這也為本文提供了研究空間。

基于上述邏輯，擬從以下幾個(gè)方面進(jìn)行研究：（1）董事會(huì)非正式層級是否以及將如何影響企業(yè)對外直接投資風(fēng)險(xiǎn)偏好；（2）董事會(huì)互動(dòng)程度是否顯著調(diào)節(jié)了董事會(huì)非正式層級與企業(yè)對外直接投資風(fēng)險(xiǎn)偏好兩者之間的關(guān)系；（3）在不同的內(nèi)部控制質(zhì)量和企業(yè)生命周期的情境下，董事會(huì)非正式層級對企業(yè)對外直接投資風(fēng)險(xiǎn)偏好的影響效果是否存在顯著差異。本文可能的研究貢獻(xiàn)主要在于：鮮有文獻(xiàn)關(guān)注于董事會(huì)與對外直接投資風(fēng)險(xiǎn)行為決策層面，本研究豐富了企業(yè)對外直接投資行為影響因素的相關(guān)理論，實(shí)現(xiàn)了理論外延。同時(shí)，當(dāng)前大多文獻(xiàn)是從公司的顯性特征開展分析，本文則是從董事會(huì)隱性關(guān)系介入，提出并實(shí)證檢驗(yàn)董事會(huì)非正式層級對企業(yè)對外直接投資風(fēng)險(xiǎn)偏好的影響效應(yīng)及其情境條件，既豐富了企業(yè)對外直接投資偏好的影響因素研究，又突出了本文分析框架的情境化特征。

二、理論分析與研究假設(shè)

（一）董事會(huì)非正式層級與企業(yè)對外直接投資風(fēng)險(xiǎn)偏好

現(xiàn)有研究逐漸將高階梯隊(duì)理論拓展到董事會(huì)層面[9]，董事會(huì)的結(jié)構(gòu)特征對企業(yè)的發(fā)展與決策產(chǎn)生了重要影響[10]。企業(yè)對外直接投資風(fēng)險(xiǎn)偏好往往是指企業(yè)在對外投資決策中更加青睞于經(jīng)濟(jì)風(fēng)險(xiǎn)或制度風(fēng)險(xiǎn)較高的國家（地區(qū)），企業(yè)面臨的不確定性也就相應(yīng)提高，可能對企業(yè)產(chǎn)生不利影響，甚至面臨重大損失。

董事會(huì)非正式層級能夠構(gòu)建內(nèi)部隱性決策秩序，進(jìn)而抑制對外直接投資的風(fēng)險(xiǎn)偏好。對于不存在明確上下級、關(guān)系模糊的董事會(huì)而言，董事會(huì)決策過程中產(chǎn)生的沖突會(huì)耗費(fèi)大量的精力[11]。由于對外直接投資相關(guān)議題的前瞻性和不確定性較強(qiáng)，在議題繁多且缺乏有效指引的情況下，董事們很難短時(shí)間內(nèi)作出最優(yōu)的戰(zhàn)略決策。根據(jù)關(guān)系契約理論，當(dāng)非正式層級清晰度較高時(shí)，董事成員之間更容易達(dá)成一致意見，進(jìn)而提高董事會(huì)的決策效率。在對外直接投資決策中，國際市場的風(fēng)險(xiǎn)性往往同時(shí)存在顯性與隱性特征，由于高位董事往往具備更加豐富的經(jīng)驗(yàn)或資源，能夠更加準(zhǔn)確地識(shí)別對外直接投資的不確定性，其所提出的建議能夠被積極采納[2]。在非正式層級作用下，隱性的層級機(jī)制能夠促進(jìn)董事之間的信息共享，高位董事可以為低位董事提供指引，從而激發(fā)其他董事對于跨國投資的正確認(rèn)識(shí)。在董事會(huì)非正式層級較為模糊的情況下，董事會(huì)內(nèi)部缺乏有效的制衡，董事成員可能出于自利動(dòng)機(jī)而損害組織績效[6]。綜上所述，董事會(huì)非正式層級能夠以隱性決策秩序的構(gòu)建來抑制企業(yè)對外直接投資的風(fēng)險(xiǎn)偏好，提出假設(shè)1：

H1：董事會(huì)非正式層級將抑制企業(yè)對外直接投資風(fēng)險(xiǎn)偏好，即董事會(huì)非正式層級清晰度越高，企業(yè)對外直接投資風(fēng)險(xiǎn)偏好越弱。

（二）董事會(huì)互動(dòng)程度的調(diào)節(jié)作用

董事會(huì)互動(dòng)程度反映了董事會(huì)成員之間的交流與溝通，董事會(huì)非正式層級對企業(yè)對外直接投資風(fēng)險(xiǎn)偏好的影響與成員之間的互動(dòng)程度具有較大關(guān)聯(lián)[5]。在董事會(huì)互動(dòng)較少時(shí)，董事會(huì)成員由于相互熟悉程度較低也會(huì)相應(yīng)地呈現(xiàn)出較低互動(dòng)程度。在此情境下，董事會(huì)成員并沒有獲取到充分的信息，例如個(gè)人對其他董事會(huì)成員擁有的知識(shí)、資源或者對群體目標(biāo)所作的貢獻(xiàn)程度并沒有充分了解，因此董事會(huì)的層級次序可能難以達(dá)成一致預(yù)期[12]。在董事會(huì)互動(dòng)程度較高時(shí)，董事會(huì)非正式層級以董事會(huì)成員的互動(dòng)來提升清晰度，董事會(huì)成員能夠提高對高位董事的認(rèn)可度，使其更好地發(fā)揮治理效應(yīng)。此時(shí)董事會(huì)成員在企業(yè)對外直接投資戰(zhàn)略決策時(shí)更易達(dá)成一致共識(shí)，為企業(yè)發(fā)展提供更加有力的保障[13]。綜上，提出假設(shè)2：

H2：董事會(huì)互動(dòng)程度越高，董事會(huì)非正式層級對對外直接投資風(fēng)險(xiǎn)偏好的負(fù)向影響越強(qiáng)。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）樣本選擇和數(shù)據(jù)來源

研究選取2010—2021 年滬深A(yù) 股上市公司作為初始研究樣本，剔除金融行業(yè)、資不抵債、當(dāng)年ST 或PT、數(shù)據(jù)缺失的樣本，同時(shí)也剔除了企業(yè)對外直接投資對應(yīng)的東道國（地區(qū)）為所謂“避稅天堂”的樣本，最終得到15 244 個(gè)觀測值。此外，還對所有連續(xù)變量在雙側(cè)1%水平上作縮尾處理。研究數(shù)據(jù)主要來源于CSMAR和WIND數(shù)據(jù)庫，國家風(fēng)險(xiǎn)數(shù)據(jù)來源于國家風(fēng)險(xiǎn)指數(shù)（ICRG）。

（二）變量選取與測量

1.解釋變量：董事會(huì)非正式層級（Gini）。基尼系數(shù)能有效測度董事會(huì)中存在的非正式層級清晰度，本文參考He和Huang（2011）[2]以及何瑛和馬添翼（2021）[14]的研究，選取董事在不同上市公司董事會(huì)的兼職數(shù)量作為其社會(huì)資本（權(quán)威），通過式（1）進(jìn)行測算：

其中，y為董事權(quán)威，以董事在其他上市公司兼職數(shù)量衡量；ry為董事兼職數(shù)在董事會(huì)中排名；N為董事會(huì)總?cè)藬?shù)；-y為董事會(huì)兼職數(shù)y的均值。Gini值越大，代表非正式層級清晰度越高。

2.被解釋變量：企業(yè)對外直接投資風(fēng)險(xiǎn)偏好（CRR）。參考彭程和江慧（2021）[15]、劉昌陽等（2020）[16]的研究，選擇國際上最常用的國家風(fēng)險(xiǎn)指數(shù)（ICRG），包括政治風(fēng)險(xiǎn)（PR）、金融風(fēng)險(xiǎn)（FR）和經(jīng)濟(jì)風(fēng)險(xiǎn)（ER），三類風(fēng)險(xiǎn)總分為200分，分?jǐn)?shù)越高表示風(fēng)險(xiǎn)越低。本研究通過計(jì)算CR=0.5×（PR+ER+FR），得到各國家（地區(qū)）的綜合風(fēng)險(xiǎn)程度CR，再根據(jù)企業(yè)海外子公司的設(shè)立情況進(jìn)行加權(quán)，具體測算見式（2）：

其中，CRRi,t是企業(yè)i在第t年的海外綜合風(fēng)險(xiǎn)程度，是企業(yè)i海外投資所涉及的國家（地區(qū)）綜合風(fēng)險(xiǎn)程度的加權(quán)平均值；wi,j,t是企業(yè)i在j國家（地區(qū)）的子公司數(shù)量與企業(yè)i在第t年的海外子公司總數(shù)的比值作為權(quán)重；CRi,j,t是企業(yè)i在第t年涉及的j國家（地區(qū)）的綜合風(fēng)險(xiǎn)得分；CRR值越大，企業(yè)對外直接投資風(fēng)險(xiǎn)偏好程度越高。

3.調(diào)節(jié)變量：董事會(huì)互動(dòng)程度（Meet）。由于董事會(huì)成員之間實(shí)現(xiàn)互動(dòng)主要是通過董事會(huì)會(huì)議的方式來體現(xiàn)[17]，而現(xiàn)場會(huì)議能夠更為直接地進(jìn)行溝通和互動(dòng)。因此本文參考陳仕華和張瑞彬（2020）[5]的研究，以公司每年召開的董事會(huì)現(xiàn)場會(huì)議次數(shù)加1取自然對數(shù)，作為董事會(huì)互動(dòng)程度的代理變量。

4.控制變量。為控制其他因素的影響，本研究主要在董事會(huì)層面和公司財(cái)務(wù)指標(biāo)層面選取可能影響結(jié)論的控制變量，主要包括企業(yè)規(guī)模（Size）、資產(chǎn)負(fù)債率（Lev）、企業(yè)績效（ROA）、董事會(huì)規(guī)模（Board）、兩職合一（Dual）、股權(quán)制衡度（Balance1）、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)（SOE）、股權(quán)集中度（Top1）、管理層持股比例（Mshare）、獨(dú)董比例（Indep）等，并且還控制了行業(yè)（Ind）與年份（Year）變量。

（三）模型構(gòu)建

為檢驗(yàn)假設(shè)H1和H2，分別構(gòu)建模型（3）和模型（4）進(jìn)行驗(yàn)證：

式中，CRRi.t*Meeti.t表示董事會(huì)非正式層級與董事會(huì)互動(dòng)程度的交互項(xiàng)。在構(gòu)建交互項(xiàng)之前，已對解釋變量和調(diào)節(jié)變量進(jìn)行中心化處理。φi、δt、μi、εi,t分別代表年份固定效應(yīng)、行業(yè)固定效應(yīng)、行業(yè)年份交互固定效應(yīng)和殘差。

四、實(shí)證結(jié)果與分析

（一）描述性統(tǒng)計(jì)

表1列示了變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。Gini的均值為0.166，標(biāo)準(zhǔn)差為0.071，最小值和最大值分別為0和0.347，表明樣本企業(yè)的董事會(huì)非正式層級清晰度處于較低水平，但不同企業(yè)還是存有一定差異。CRR的均值為0.238，標(biāo)準(zhǔn)差為0.086，最小值為0.146，最大值為0.64，這表明不同企業(yè)的對外直接投資風(fēng)險(xiǎn)偏好存在差異。SOE的均值為0.258，表明樣本中有25.8%的國有企業(yè)。其他變量與已有研究基本保持一致。

表1 描述性統(tǒng)計(jì)

（二）回歸結(jié)果分析

表2列示了董事會(huì)非正式層級與企業(yè)對外直接投資風(fēng)險(xiǎn)偏好的回歸結(jié)果，以及董事會(huì)在其間的調(diào)節(jié)效應(yīng)回歸結(jié)果。一方面，為驗(yàn)證假設(shè)H1，表2中列（1）加入了控制變量與年份固定效應(yīng)，列（2）進(jìn)一步加入了年份固定效應(yīng)與行業(yè)固定效應(yīng)，結(jié)果顯示董事會(huì)非正式層級Gini的估計(jì)系數(shù)均在1%水平上顯著為負(fù)。同時(shí)，為進(jìn)一步加強(qiáng)回歸的穩(wěn)健性，列（3）在原基礎(chǔ)上加入了年份與行業(yè)交互固定效應(yīng)，以緩解可能存在的部分內(nèi)生性問題，結(jié)果顯示列（3）Gini的回歸系數(shù)雖略變小，但仍在1%水平上顯著為負(fù)。因此，結(jié)合上述結(jié)果，表明董事會(huì)非正式層級將負(fù)向影響企業(yè)對外直接投資風(fēng)險(xiǎn)偏好，假設(shè)H1得以驗(yàn)證。另一方面，為檢驗(yàn)假設(shè)H2，表2的列（4）加入了董事會(huì)互動(dòng)程度與非正式層級的交互項(xiàng)（Gini*Meet）。回歸結(jié)果可見，交互項(xiàng)Gini*Meet系數(shù)為-0.057，在5%的水平上顯著為負(fù)，表明董事會(huì)互動(dòng)程度對董事會(huì)非正式層級與企業(yè)對外直接投資風(fēng)險(xiǎn)偏好的關(guān)系具有較顯著的增強(qiáng)作用。隨著董事會(huì)互動(dòng)程度的提高，董事會(huì)非正式層級對企業(yè)對外直接投資風(fēng)險(xiǎn)偏好的影響更為顯著，因此假設(shè)H2得到支持。

表2 基準(zhǔn)回歸結(jié)果

（三）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1.敏感性分析

參考Cinelli等（2020）[18]提出的敏感性分析方法，用于控制本文潛在的遺漏變量問題。具體地，由于企業(yè)規(guī)模對企業(yè)各個(gè)方面的發(fā)展或決策都會(huì)產(chǎn)生不同程度的影響，是公司研究中的重要指標(biāo)，因此本文將控制變量中的企業(yè)規(guī)模（Size）作為潛在遺漏變量的對比變量。敏感性分析的估計(jì)結(jié)果如圖1和圖2所示，其中橫軸表示控制本文所有的控制變量情況下，遺漏變量對解釋變量Gini的偏R2；縱軸表示Gini和控制變量下遺漏變量對因變量CRR的偏R2。圖1為核心解釋變量估計(jì)系數(shù)的等值圖，圖2為估計(jì)系數(shù)對應(yīng)的t值圖。結(jié)果表明，在遺漏變量達(dá)到1 ～3倍Size變量的強(qiáng)度情況下，Gini的估計(jì)系數(shù)仍在5%水平上顯著為負(fù)，之前的估計(jì)結(jié)果是有效的，表明本文結(jié)論較為穩(wěn)健。

圖1 敏感性分析：Gini估計(jì)系數(shù)

圖2 敏感性分析：Gini估計(jì)系數(shù)t統(tǒng)計(jì)量

2.傾向得分匹配（PSM）與樣本區(qū)間調(diào)整

考慮到樣本選擇偏差可能導(dǎo)致的內(nèi)生性問題，研究采用傾向得分匹配法以及樣本年份區(qū)間調(diào)整進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。一方面，借鑒何瑛和馬添翼（2021）[14]方法，以分年度分行業(yè)計(jì)算的Gini中位數(shù)為標(biāo)準(zhǔn)設(shè)置處理組與控制組，采用1∶1最近鄰匹配，以本文控制變量為協(xié)變量，基于匹配后的樣本進(jìn)行回歸分析?；貧w結(jié)果如表3的列（1）所示。另一方面，將樣本的年份區(qū)間調(diào)整為2014—2021年，回歸結(jié)果見表3列（2）。經(jīng)兩種方法進(jìn)行的穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果顯示，與前文所得結(jié)論一致。

表3 PSM檢驗(yàn)與樣本區(qū)間調(diào)整

3.工具變量法

考慮到可能存在反向因果等其他內(nèi)生性問題，本研究使用兩階段最小二乘法（2SLS）進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。參考薛坤坤等（2021）[7]的研究，以滯后一期的Gini和除去本公司之外的行業(yè)年份Gini均值作為工具變量，分別以IV1和IV2表示。兩個(gè)工具變量均滿足相關(guān)性和外生性的條件，經(jīng)弱工具變量檢驗(yàn)和過度識(shí)別檢驗(yàn)說明方法是合理的。如表4所示，第一階段IV1、IV2與Gini顯著相關(guān)，第二階段以工具變量擬合后的Gini進(jìn)行回歸，回歸結(jié)果與前文所得結(jié)論一致。

表4 工具變量檢驗(yàn)

五、不同情境條件的分析

（一）基于內(nèi)部控制質(zhì)量的情境分析

內(nèi)部控制本質(zhì)上是一種內(nèi)在的制度安排，高質(zhì)量的內(nèi)部控制可以為企業(yè)實(shí)施對外直接投資行為提供制度保障[19]。本文以深圳迪博大數(shù)據(jù)研究中心發(fā)布的內(nèi)部控制指數(shù)進(jìn)行測度，將指數(shù)加1取自然對數(shù)而后以行業(yè)年份的均值分組，劃分內(nèi)部控制質(zhì)量較高和較低的企業(yè)，分析不同內(nèi)部控制質(zhì)量情境下董事會(huì)非正式層級對企業(yè)對外直接投資風(fēng)險(xiǎn)偏好的影響差異。由表5可知，在內(nèi)部控制質(zhì)量較高的企業(yè)中，列（1）顯示Gini的回歸系數(shù)為負(fù)，且在5%的水平上顯著。而在內(nèi)部控制質(zhì)量較低的企業(yè)中，Gini的估計(jì)系數(shù)明顯降低并僅在10%水平上顯著。由此可見，在內(nèi)部控制質(zhì)量較高時(shí)，董事會(huì)非正式層級對企業(yè)對外直接投資風(fēng)險(xiǎn)偏好的抑制效應(yīng)更為明顯。

表5 基于內(nèi)部控制視角的分析結(jié)果

（二）基于企業(yè)生命周期的情境分析

基于企業(yè)生命周期理論，處于不同生命周期的企業(yè)具有不同的組織特征和發(fā)展特點(diǎn)[20]。參考Dickinson（2011）[21]的研究，根據(jù)樣本企業(yè)的經(jīng)營、投資、籌資三類活動(dòng)現(xiàn)金流量的正負(fù)組合來反映企業(yè)所處的生命周期。如表6所示，本文將企業(yè)生命周期劃分為成長期、成熟期和衰退期三個(gè)階段。

表6 企業(yè)生命周期的現(xiàn)金流量特征組合

表7給出了在不同生命周期的企業(yè)中Gini與CRR的回歸結(jié)果。由其可見，董事會(huì)非正式層級在成長期企業(yè)中能夠發(fā)揮顯著的影響作用，Gini的回歸系數(shù)為-0.039且在1%水平上顯著。而在成熟期與衰退期企業(yè)中，Gini的回歸系數(shù)均為負(fù)但統(tǒng)計(jì)不顯著，說明董事會(huì)非正式層級在其中對企業(yè)對外直接投資風(fēng)險(xiǎn)偏好未能發(fā)揮顯著作用?？赡艿慕忉屖?，成長期企業(yè)的發(fā)展經(jīng)驗(yàn)相對較少，董事會(huì)成員在國際市場機(jī)遇的識(shí)別和獲取上可能存在更多局限，企業(yè)的董事會(huì)成員會(huì)更偏好于高位董事的意見，層級次序更為凸顯，董事會(huì)非正式層級能夠進(jìn)一步發(fā)揮其作用而抑制企業(yè)對外直接投資風(fēng)險(xiǎn)偏好。

表7 基于企業(yè)生命周期的檢驗(yàn)

六、結(jié)論和啟示

結(jié)合經(jīng)濟(jì)全球化背景，利用中國上市公司作為研究樣本，實(shí)證檢驗(yàn)了董事會(huì)非正式層級對企業(yè)對外直接投資風(fēng)險(xiǎn)偏好的影響效應(yīng)，同時(shí)考慮了董事會(huì)互動(dòng)程度在其間的調(diào)節(jié)效應(yīng)。此外，分別從內(nèi)部控制質(zhì)量和生命周期兩個(gè)方面，開展了異質(zhì)性檢驗(yàn)并進(jìn)行相應(yīng)的分析。研究發(fā)現(xiàn)，董事會(huì)非正式層級能夠顯著抑制企業(yè)對外直接投資風(fēng)險(xiǎn)偏好；董事會(huì)互動(dòng)程度能夠增強(qiáng)董事會(huì)非正式層級對企業(yè)對外直接投資風(fēng)險(xiǎn)偏好的抑制作用；在內(nèi)部控制質(zhì)量較高以及處于成長期的企業(yè)中，董事會(huì)非正式層級對企業(yè)對外直接投資風(fēng)險(xiǎn)偏好的負(fù)向影響更為顯著。

本研究為管理實(shí)踐帶來一定啟示。第一，關(guān)注非正式關(guān)系在組織運(yùn)營中的作用，有意識(shí)地識(shí)別和利用董事會(huì)非正式層級結(jié)構(gòu)。在董事會(huì)決策時(shí)，企業(yè)需要考慮到董事會(huì)成員社會(huì)資本以及其對企業(yè)目標(biāo)的貢獻(xiàn)程度，合理利用董事會(huì)非正式層級的治理效應(yīng)。第二，加強(qiáng)董事會(huì)的溝通與互動(dòng)，在董事會(huì)決策會(huì)議的組織時(shí)，可盡量選擇現(xiàn)場會(huì)議的方式進(jìn)行，有利于加深董事會(huì)成員的互相了解，提高決策效率以助力企業(yè)高質(zhì)量對外直接投資。第三，企業(yè)需要加強(qiáng)內(nèi)部控制，不斷提高自身的制度保障能力，通過內(nèi)部控制為企業(yè)對外直接投資紓困解難。第四，企業(yè)應(yīng)科學(xué)分析自身生命周期，保持良性發(fā)展態(tài)勢，在不同的情境下進(jìn)行適度的戰(zhàn)略調(diào)整，避免陷入衰退困境。