2016, Vol. 42
文章信息
- 李晓溪, 刘静, 王克敏
- Li Xiaoxi, Liu Jing, Wang Kemin
- 家族创始人职业经历与企业财务保守行为研究
- On Family Firm Founders' Work Experiences and Corporate Financial Conservatism
- 财经研究, 2016, 42(4): 92-101
- Journal of Finance and Economics, 2016, 42(4): 92-101.
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文章历史
- 收稿日期：2015-04-29
一 、引 言
作为"企业家的企业"(Chandler,1977),家族企业的创始人会持续影响企业经营(Nelson,2003)。与发达经济体相比,中国家族企业大多尚未完成代际传承,创始人仍掌握企业核心控制权,对企业财务决策的影响更为直接。特别地,财务保守行为反映了家族企业的融资偏好和资本结构,与创始人风险偏好紧密相连。然而,已有文献大多基于代理理论和控制权理论,从公司和创始人两个层面,研究家族控制权特征和创始人控制权特征对家族企业财务保守行为的影响,较少关注创始人自身特征与企业财务保守行为的关系(Bertrand和Schoar,2006;Villalonga和Amit,2009;Amore等,2011;Strebulaev和Yang,2013)。鉴于此,研究中国家族企业创始人自身特征对企业财务保守行为的影响具有重要意义。
高等层级理论(Upper Echelons Perspective)指出,决策者自身特征的异质性会影响企业决策行为(Hambrick和Mason,1984)。本文认为,在企业股权结构和创始人持股比例相同的条件下,若两家企业创始人的风险偏好不同,企业财务保守偏好也可能不同。创始人作为家族企业经营基调的制定者(Christensen等,2014),一方面,其自身风险偏好会潜移默化地融入企业文化,进而影响企业整体财务决策;另一方面,若财务决策与创始人风险偏好一致,则其得以顺利实施的可能性更高。可见,创始人自身的风险偏好会影响企业财务决策。
针对我国转轨经济制度背景,本文认为家族创始人的职业经历不同,企业财务保守行为也可能存在差异。具体地,与具有企业部门(指国有企业、私营企业或个体经营等)职业经历的创始人相比,创办家族企业之前,在公共部门(指政府部门、事业单位、高校、研究院等)工作的创始人面临的失业风险及收入波动风险均较低,风险忍耐度也相应较弱。由此,本文试图研究家族创始人职业经历特征与企业财务保守行为的关系。
进一步地,产品市场不确定性可能会影响创始人职业经历与企业财务保守行为的关系。产品市场不确定性越高,创始人的自由决策权越大(Hambrick和Finkelstein,1987;Li和Tang,2010),越依赖其自身经历或风险认知来解决生产经营中的突发问题。可见,产品市场不确定性会增强创始人职业经历与企业财务保守行为的关系。
本文将从以下五个方面来验证家族创始人职业经历与企业财务保守行为的关系,其中创始人职业经历是指创始人在创办企业前在公共或企业部门工作。第一,本文检验家族创始人职业经历与其自身风险偏好的关系;第二,从财务杠杆、短期借款占比、现金持有和连续三年采用低杠杆的可能性四个角度,检验家族创始人职业经历与企业财务保守行为的关系;第三,检验产品市场不确定性对家族创始人职业经历与企业财务保守行为关系的调节作用;第四,考虑到过度风险偏好或风险厌恶均会降低企业业绩(董保宝,2014),本文检验家族创始人职业经历与企业业绩的关系;第五,考虑到样本自选择以及家族创始人的政治关联和样本行业分布不均的影响,本文进行了一系列稳健性检验,主要研究发现并未改变。
本文研究发现:第一,与家族创始人具有企业部门职业经历的企业相比,创始人具有公共部门职业经历的企业更倾向于在企业异质性风险较高时减少投资;第二,家族创始人具有公共部门职业经历的企业财务杠杆和短期借款占比更低,现金持有和连续三年采用低杠杆的可能性更高;第三,产品市场不确定程度越高,家族创始人具有公共部门职业经历的企业财务杠杆和短期借款占比越低,现金持有和连续三年采用低杠杆的可能性越高;第四,创始人具有公共部门职业经历的企业会计及市场业绩均更好。
本文的研究贡献主要体现在:首先,对家族企业财务保守成因的文献有一定贡献。已有研究主要从家族控制权集中度、创始人控制权特征等角度来分析家族企业的财务保守行为(Bertrand和Schoar,2006;Villalonga和Amit,2009;Amore等,2011),而较少考虑家族控制权掌控者自身特征与企业财务保守行为的关系。基于高等层级理论,本文强调在家族创始人掌握企业核心控制权的情况下,具有不同职业经历的家族创始人的风险偏好不同,企业偏好财务保守行为的程度也不同。其次,丰富了管理者个人特征与企业财务决策关系的文献。已有相关研究大多关注管理者过度自信、大萧条及军队经历、政治取向等特征对公司财务决策的影响(Malmendier和Tate,2005;Malmendier等,2011;Hutton等,2014)。本文认为,管理者职业经历可以反映其风险偏好,且与企业财务保守行为密切相关。最后,有助于投资者识别企业财务风险。本文研究表明,当家族创始人具有企业部门职业经历时,企业更倾向于采取较为激进的债务融资策略,且其经营业绩也相对较差。本文提请投资者除关注传统财务指标外,还可从家族创始人职业经历的角度解读公司财务风险。
二 、文献评述与研究假设(一)文献评述
传统经济学理论认为,债务融资具有税收优势,企业可通过提高负债水平来增加公司价值(Modigliani和Miller,1963)。但现实中大多数企业的杠杆水平往往低于理论预测的"最优负债规模",形成难解的"财务保守现象"(Graham,2000;Minton和Wruck,2001)。
针对家族企业的财务保守行为,已有文献主要基于代理理论和控制权理论进行论证。一部分研究主要关注家族是否控股及家族控制权集中度与企业财务杠杆的关系。Bertrand和Schoar(2006)发现,控股家族成员之间的关系越紧密,企业对外部融资的依赖性越低。Strebulaev和Yang(2013)的研究支持了上述观点。另一部分研究则从创始人角度展开分析。Villalonga和Amit(2009)发现,创始人控股的家族企业的财务杠杆较低。Amore等(2011)发现,外聘经理人会显著提升公司的负债水平。
国内有关财务保守的研究较少关注家族企业(朱武祥等,2002;赵蒲和孙爱英,2004;张志强和肖淑芳,2009),部分针对家族企业的研究大多基于代理理论和控制权理论(陈然方,2006;张远飞等,2013)。特别地,王素莲和靳共元(2012)发现,家族企业家的风险倾向与公司财务杠杆正相关,但他们以企业净资产收益率的标准差来度量企业家的风险倾向。本文认为,该指标在一定程度上反映的是公司层面特征,这可能影响其研究结论。
综上分析,已有文献大多根植于代理理论和控制权理论框架,而较少挖掘掌握家族控制权的创始人自身特征对企业财务保守行为的影响。在家族控制权特征和创始人控制权特征完全相同的条件下,若创始人自身特征不同,企业财务保守行为也可能存在差异。
(二)理论分析与研究假设
高等层级理论指出,决策者自身特征的异质性会影响企业决策行为(Hambrick和Mason,1984)。本文认为,创始人自身的风险偏好会影响企业财务决策。家族创始人作为企业舵手,一方面,其风险偏好会影响其领导风格,使企业逐渐形成带有其自身烙印的文化,令高管及员工的风险偏好与创始人日趋一致,从整体上改变企业决策偏好;另一方面,在家族创始人掌握企业核心控制权的情况下,创始人更倾向于采纳与其风险偏好一致的决策,并从多方面予以支持。可见,创始人的风险偏好会显著影响企业财务决策。
在我国转轨经济制度背景下,具有公共部门职业经历的创始人风险厌恶程度相对较高。首先,具有公共部门职业经历的创始人早年面临的失业风险较低。邓小平同志曾言,干部聘用制度欠完善,"工作好坏都是铁饭碗"。①相反,自改革开放至上世纪九十年代初,国企改革及民企竞争使企业员工大多面临下岗、解聘等风险,风险忍耐度较高。其次,具有公共部门职业经历的创始人早年面临的收入波动风险也较低。1956年后,我国先后实行等级工资及结构工资制度。②在严格的工资制度下,公共部门员工无需承担风险即可获得确定收入,收入波动性较低;而企业部门员工的收入大多与企业利润或个人绩效挂钩,收入波动性较高。可见,创办家族企业之前,在公共部门工作的创始人面临的失业风险和收入波动风险均较低,使其个人风险忍耐度较低,决策相对保守。由此,本文提出以下假设:
①参见http://www.qstheory.cn/zl/llzz/dxpwjd2j/200906/t20090630_4642.htm。
②参见http://news.xinhuanet.com/banyt/2007-03/28/content_5907449.htm。
假设1:相对于家族创始人具有企业部门职业经历的企业,创始人具有公共部门职业经历的企业财务杠杆和短期借款占比更低,现金持有和连续三年采用低杠杆的可能性更高。
进一步地,产品市场不确定性可能会影响家族创始人职业经历与企业财务保守行为的关系。产品市场不确定程度越高,创始人面临突发事件的可能性越高(Hambrick和Finkelstein,1987;Li和Tang,2010)。"十五"规划中有21个省份将纺织业列为重点发展行业,而"十一五"规划中仅有14个省份将其纳入重点发展之列(宋凌云和王贤彬,2013)。鉴于此,在产品市场不确定性较高的情况下,创始人更倾向于依赖其自身经历或风险认知做出决策,企业财务决策也更可能反映其个人风险偏好。由此,本文提出以下假设:
假设2:在产品市场不确定程度较高的情况下,家族创始人的公共部门职业经历与企业财务杠杆和短期借款占比的负相关关系更强,与企业现金持有和连续三年采用低杠杆可能性的正相关关系更强。
三 、实证分析(一)样本选择
本文的研究样本为2004－2011年上市的中小板家族企业。①本文参考谷祺等(2006)及许静静和吕长江(2011)的研究,将以下企业界定为家族企业:最终控制权可以归结到一个个自然人或家族,且该自然人或家族对上市公司拥有实质控制权(指通过直接或间接持有上市公司股份控制了20%及以上的投票权),得到468家家族上市公司。考虑到家族企业创始人掌握控制权时对企业决策的影响更大,本文剔除了因控制权变更、家族传承以及其他原因不再由创始人控制的33家公司。本文最终的有效样本包括435家家族上市公司,样本筛选过程见表1。家族创始人职业经历及其个人信息从公司招股说明书中手工整理得到,创始人两权分离数据从公司年报中手工整理得到,公司财务数据来自WIND数据库。
①选择中小企业板是因为主板民企来源比较复杂,而创业板开板时间较短,难以满足本文数据区间要求。考虑到中小板于2004年5月成立,本文选取2004年之后的样本。
| 筛选过程 | 样本数 |
| 2004-2011年上市的中小板公司 | 646 |
| 剔除:国有上市公司 | -113 |
| 在A股市场上市之前已经发行H股的样本 | -2 |
| 非家族控制的民营上市公司 | -63 |
| 因控制权变更、家族传承以及其他原因创始人不再控制的企业样本 | -33 |
| 最终有效的家族企业样本 | 435 |
(二)变量定义与模型设计
1.变量定义。(1)创始人风险偏好程度。本文参考Roussanov和Savor(2014)的研究,以企业未来资本支出(Capex)与异质性风险(IdVol)敏感性来衡量创始人的风险厌恶程度。资本支出与异质性风险的负相关性越强,创始人的风险厌恶程度越高。
(2)企业财务保守行为。本文参考Minton和Wruck(2001)、Gorbenko和Strebulaev(2010)以及Hutton等(2014)的研究,以财务杠杆(Leverage)、短期借款占比(Stdebt)、现金持有(Cash Holding)和连续三年采用低杠杆的可能性(FC)来刻画企业财务保守行为。
(3)家族创始人职业经历。首先,本文参照夏立军等(2012)的研究,将家族创始人定义为家族企业最主要的创立者。本文根据招股说明书中的"发行人情况",确定发起设立企业的自然人或家族;对于多个家族成员创立的公司,本文选取发挥最重要作用(发行前持股最多,或在企业初创期担任董事长或总经理)的创立者为创始人。然后,根据招股说明书及搜索引擎,确定家族创始人的职业经历。
考虑到创始人创业之前可能更换过工作部门,本文以创始人最初就业的部门来刻画其职业经历。自变量"创始人职业经历"(Employer_sector)为虚拟变量,具体定义见表2。本文样本中,创始人先前在公共部门工作的公司(下称"公共部门组")有49家,先前在企业部门工作的公司(下称"企业部门组")有386家。
| 变量类型 | 变量名称 | 变量定义 |
| 被解释变量 | 异质性风险(IdVol) | 当年股票日收益率的CAPM模型估计所得残差的年化波动率 |
| 财务杠杆(Leverage) | 负债除以账面总资产 | |
| 短期借款占比(Stdebt) | 短期借款除以负债 | |
| 现金持有(Cash Holding) | 现金项目与交易性金融资产之和除以账面总资产 | |
| 连续三年采用低杠杆的可能性(FC) | 若公司连续3年处于样本中财务杠杆最低的20%,则取1,否则取0 | |
| 解释变量 | 创始人职业经历(Employer_sector) | 虚拟变量,若创始人先前在政府部门、事业单位、高校及研究院等工作则取1,在个体经营、私营企业、国企等工作则取0 |
| 调节变量 | 产品市场不确定程度(UNCER_D) | 若企业所处行业的产品市场不确定程度高于样本中值则取1,否则取0。本文参考Keats和Hitt(1988)以及Li和Tang(2010)的研究,采用前5年行业销售收入波动性来衡量产品市场不确定程度,方法为:lnsalesjt=β0+β1t+ε,其中lnsalesjt表示行业j的所有公司在t年销售收入总和的对数值,t表示年度。产品市场不确定程度为回归系数β1的标准误除以前5年行业销售收入均值 |
| 控制变量 | 创始人两权分离度(Wedge) | 家族创始人的现金流权和投票权的分离程度(投票权减去现金流权) |
| 规模(Size) | 总资产的自然对数 | |
| 账面市值比(BM) | 年末账面价值除以市值 | |
| 盈利能力(ROA) | 息税前利润除以总资产 | |
| 资本支出(Capex) | 购建固定资产、无形资产和其他长期资产支付的现金项目除以总资产 | |
| 财务困境(Zscore) | 根据Altman(1968)计算的Z指数 | |
| 有效税率(Taxrate) | 有效税率,等于所得税除以应税收入 | |
| 股权融资(Equityissue) | 虚拟变量,若公司当年进行股权融资(首发、增发、配股)取1,否则取0 | |
| 创始人性别(Gender) | 虚拟变量,若创始人是男性则取1,否则取0 | |
| 创始人年龄(Age) | 创始人年龄 | |
| 创始人学历(EDU) | 虚拟变量,若创始人学历为本科及以上则取1,否则取0 | |
| 年度(Year) | 年度虚拟变量 | |
| 行业(Industry) | 基于证监会行业分类定义的行业虚拟变量 |
从样本分布情况看,家族企业-年度观测逐年增加,2004－2006年的观测较少。样本分布于19个行业,较为分散。同时,公共部门样本在各行业中分布不均,本文在回归分析中将控制行业因素以克服上述问题。
(4)控制变量。根据Gorbenko和Strebulaev(2010)、Strebulaev和Yang(2013)以及Hutton等(2014)的研究,本文选取了一些控制变量。变量定义见表2。
2.模型设计。为了检验家族创始人职业经历与其风险偏好程度的关系,本文建立了如下回归模型:
| $$\eqalign{ & Cape = {\beta _0} + {\beta _1}IdVo{l_{it}} + {\beta _2}Employer\_secto{r_i} + {\beta _3}IdVo{l_{it}} \times Employer\_secto{r_i} \cr & + {\beta _4}ControlVariabl{e_{it}} + Year + Industry + \varepsilon \cr} $$ | (1) |
为了证明家族创始人职业经历会影响企业财务保守行为,本文建立了如下回归模型:
| $$Polic{y_{it}} = {\alpha _0} + {\alpha _1}Employer\_secto{r_i} + {\alpha _2}ControlVariabl{e_{it}} + Year + Industry + \varepsilon $$ | (2) |
为了检验产品市场不确定性对家族创始人职业经历与企业财务保守行为的关系具有调节作用,本文建立了如下模型:
| $$\eqalign{ & Polic{y_{it}} = {\lambda _0} + {\lambda _1}Employer\_secto{r_i} + {\lambda _2}UNCER\_{D_{it}} + {\lambda _3}Employer\_secto{r_i} \times UNCER\_{D_{it}} \cr & + {\lambda _4}ControlVariabl{e_{it}} + Year + Industry + \varepsilon \cr} $$ | (3) |
其中,Policyit表示样本公司i在t年度的财务保守行为,具体包括财务杠杆、短期借款占比、现金持有以及连续三年采用低杠杆的可能性。ControlVariableit表示控制变量。其他变量定义见表2。当Policy为财务杠杆、短期借款占比和现金持有时,本文采用OLS回归;当Policy为连续三年采用低杠杆的可能性时,本文采用Logit回归。
(三)家族创始人职业经历与风险偏好关系的检验
为了检验家族创始人职业经历与其风险偏好程度的关系,本文采用模型(1)进行了回归分析,结果见表3。表3显示,企业异质性风险与创始人职业经历变量的交乘项(IdVol×Employer_sector)系数为-0.192,在1%的水平上显著为负,说明当企业异质性风险较高时,相对于企业部门组,公共部门组更可能减少投资,即公共部门组创始人更加厌恶风险。
| Capexi,t+1 | ||
| 系数 | t值 | |
| 截距 | 0.156** | 1.986 |
| IdVolit | 0.209*** | 3.215 |
| Employer_sectori | 0.054** | 2.082 |
| IdVolit×Employer_sectori | -0.192*** | -2.659 |
| Wedgeit | 0 | -0.373 |
| Sizeit | 0.002 | 0.628 |
| Salesgrowthit | -0.003* | -1.843 |
| ROAIit | 0.161*** | 3.69 |
| Ageit | 0 | -0.672 |
| Genderi | 0.003 | 0.305 |
| EDUi | 0 | -0.036 |
| Year | 控制 | |
| Industry | 控制 | |
| N | 1 781 | |
| adj. R2 | 0.124 | |
| 注:考虑到同等规模公司截面相关性可能引起异方差问题,本文根据异方差调整t检验来判断回归系数的显著性。***、**和*分别表示1%、5%和10%的显著性水平,下表同。 | ||
(四)家族创始人职业经历与企业财务保守行为关系的检验
1.描述性统计。我们首先比较公共部门组和企业部门组的企业财务保守行为差异,描述性统计结果见表4。表4显示,相对于企业部门组,公共部门组的财务杠杆(
| 变量 | 公共部门组 | 企业部门组 | t检验 | Wilcoxon秩和检验 | ||
| 均值 | 中位数 | 均值 | 中位数 | t值 | Z值 | |
| Leverage | 30.69 | 31.18 | 34.03 | 32.55 | -2.659*** | -2.056** |
| Stdebt | 24.21 | 22.99 | 28.25 | 27.2 | -2.476** | -1.993** |
| Cash Holding | 51.44 | 37.14 | 45.11 | 30.85 | 2.004** | 3.324*** |
| FC | 0.136 | 0 | 0.095 | 0 | 1.978** | 1.976** |
| N | 250 | 1 531 | ||||
2.回归分析。为了检验家族创始人职业经历对企业财务保守行为的影响,本文采用模型(2)进行了回归分析,结果见表5。表5中模型(2)结果显示,创始人职业经历变量(Employer_sector)的回归系数分别为-0.023、-0.027、0.071和0.452,且均在5%的水平上显著。这说明与企业部门组相比,公共部门组的财务杠杆和短期借款占比更低,现金持有更多,连续三年采用低杠杆的可能性更高。表5与表4结果一致,共同验证了假设1。
| 模型(2) | 模型(3) | ||||||||||
| Leverage | Stdebt | Cash Holding | FC | Leverage | Stdebt | Cash Holding | FC | ||||
| 截距 | -1.777*** | -0.203 | 0.901*** | 19.357*** | -1.813*** | 0.132 | 0.832*** | 18.873*** | |||
| (-13.582) | (-1.001) | -2.584 | -4.243 | (-15.316) | -0.679 | -2.792 | -4.553 | ||||
| Employer_sector | -0.023** | -0.027** | 0.071** | 0.452** | -0.015 | -0.001 | -0.007 | -0.085 | |||
| (-2.457) | (-2.307) | -2.28 | -2.241 | (-1.339) | (-0.030) | (-0.230) | (-0.329) | ||||
| UNCER_D | 0.022*** | 0.062*** | -0.115*** | -1.228*** | |||||||
| 3.235 | 5.231 | (-5.418) | (-4.464) | ||||||||
| Employer_sector | -0.034* | -0.081*** | 0.288*** | 2.083*** | |||||||
| ×UNCER _D | (-1.802) | (-2.837) | -3.305 | -4.283 | |||||||
| Wedge | 0 | -0.002*** | 0 | 0.009 | 0 | -0.002*** | 0.001 | 0.007 | |||
| (-0.429) | (-3.176) | -0.357 | -0.761 | (-0.085) | (-3.492) | -0.773 | -0.681 | ||||
| Size | 0.118*** | 0.034*** | -0.032** | -1.049*** | 0.122*** | 0.012 | -0.028** | -1.015*** | |||
| -18.491 | -3.623 | (-2.011) | (-4.539) | -21.252 | -1.281 | (-1.991) | (-4.805) | ||||
| BM | -0.031*** | -0.009** | 0.017** | 0.122* | -0.030*** | -0.007* | 0.012** | 0.082 | |||
| (-10.168) | (-2.441) | -2.116 | -1.772 | (-9.969) | (-1.707) | -2.207 | -1.297 | ||||
| ROA | -1.069*** | -0.767*** | 0.192 | 3.388 | -1.118*** | -0.747*** | 0.173 | 3.899* | |||
| (-9.313) | (-6.508) | -0.847 | -1.598 | (-9.617) | (-5.951) | -0.903 | -1.816 | ||||
| Capex | 0.002 | 0.137*** | -0.179* | 0.043 | -0.022 | 0.246*** | -0.237** | -0.094 | |||
| -0.083 | -2.789 | (-1.821) | -0.028 | (-0.830) | -5.034 | (-2.094) | (-0.066) | ||||
| Taxrate | 0.103*** | -1.778** | 0.133*** | -1.998*** | |||||||
| -3.271 | (-2.570) | -4.211 | (-3.509) | ||||||||
| Zscore | -0.004*** | -0.004*** | 0.009*** | 0.046** | -0.004*** | -0.004*** | 0.009*** | 0.056*** | |||
| (-5.099) | (-4.747) | -14.029 | -2.247 | (-5.523) | (-4.635) | -5.969 | -2.704 | ||||
| Equityissue | -0.081*** | -0.059*** | 0.542*** | -1.708*** | -0.079*** | -0.066*** | 0.542*** | -1.765*** | |||
| (-11.737) | (-4.894) | -21.954 | (-5.048) | (-11.228) | (-5.289) | -17.09 | (-5.014) | ||||
| Age | 0 | -0.002** | 0.004*** | 0.018 | 0 | -0.002*** | 0.005*** | 0.024** | |||
| (-0.569) | (-2.411) | -3.1 | -1.513 | (-0.846) | (-3.396) | -3.564 | -2.071 | ||||
| Gender | -0.002 | -0.022 | -0.091* | -0.319 | -0.011 | -0.028 | -0.088* | -0.24 | |||
| (-0.129) | (-0.872) | (-1.791) | (-0.793) | (-0.855) | (-1.048) | (-1.921) | (-0.619) | ||||
| EDU | -0.008 | -0.012 | 0.021 | 0.380* | -0.012* | -0.025** | 0.032 | 0.551*** | |||
| (-1.194) | (-1.112) | -0.906 | -1.918 | (-1.780) | (-2.350) | -1.538 | -2.709 | ||||
| Year | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | |||
| Industry | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 不控制 | 不控制 | 不控制 | 不控制 | |||
| N | 1 781 | 1 781 | 1 781 | 1 781 | 1 781 | 1 781 | 1 781 | 1 781 | |||
| adj. R2(Pseudo R2) | 0.554 | 0.253 | 0.398 | 0.279 | 0.534 | 0.198 | 0.392 | 0.29 | |||
本文以模型(3)来检验产品市场不确定性对创始人职业经历与企业财务保守行为关系的调节作用。检验结果见表5。可以看到,职业经历与产品市场不确定性交乘项(Employer_sector×UNCER_D)的回归系数分别为-0.034、-0.081、0.288和2.083,且均在10%的水平上显著,表明产品市场不确定程度加强了家族创始人职业经历对企业财务保守行为的影响。表5结果与假设2一致。
(五)家族创始人职业经历与企业业绩关系的检验
考虑到过度风险偏好或过度风险厌恶均会降低企业经营业绩(董保宝,2014),本文建立如下回归模型来检验家族创始人职业经历对企业会计业绩和市场业绩的影响:
| $$\eqalign{ & {\rm{RO}}{{\rm{A}}_{{\rm{it}}}}{\rm{(Tobin}}{{\rm{Q}}_{{\rm{it}}}}{\rm{) = }}{\gamma _0} + {\gamma _1}{\rm{Employer\_}}\sec {\rm{to}}{{\rm{r}}_i} + {\gamma _2}{\rm{ControlVariabl}}{{\rm{e}}_{{\rm{i}}t}} \cr & + {\rm{Year + Industry + }}\varepsilon \cr} $$ | (4) |
其中,TobinQ表示公司价值,我们采用两个度量指标,TobinQ1为市值/总资产,TobinQ2为市值/(总资产－无形资产净额－商誉净额)。其他变量定义见表2。
模型(4)的回归结果见表6。表6显示,创始人职业经历(Employer_sector)的回归系数为0.006、0.185和0.212,且至少在10%的水平上显著,说明当家族创始人具有公共部门职业经历时,企业的会计业绩和市场业绩均更好。
| ROA | TobinQ1 | TobinQ2 | |
| 截距 | -0.189*** | 9.571*** | 10.078*** |
| (-5.159) | -11.265 | -11.427 | |
| Employer_sector | 0.006* | 0.185** | 0.212** |
| -1.799 | -2.429 | -2.535 | |
| Wedge | 0 | -0.003 | -0.003 |
| (-0.230) | (-0.932) | (-1.226) | |
| Size | 0.016*** | -0.323*** | -0.346*** |
| -9.431 | (-7.886) | (-8.117) | |
| BM | -0.012*** | -0.361*** | -0.381*** |
| (-15.554) | (-15.507) | (-15.261) | |
| ROA | 7.114*** | 7.578*** | |
| -8.139 | -7.895 | ||
| Capex | 0.019* | 0.650*** | 0.786*** |
| -1.817 | -2.969 | -3.29 | |
| Zscore | 0.000*** | 0.020*** | 0.020*** |
| -7.434 | -5.417 | -5.226 | |
| Equityissue | 0 | -0.117** | -0.163*** |
| (-0.159) | (-2.058) | (-2.687) | |
| Age | 0 | -0.003 | -0.003 |
| -0.346 | (-0.991) | (-0.911) | |
| Gender | -0.004 | -0.098 | -0.094 |
| (-0.683) | (-0.934) | (-0.895) | |
| EDU | -0.008*** | 0.066 | 0.073 |
| (-3.533) | -1.429 | -1.502 | |
| Year | 控制 | 控制 | 控制 |
| Industry | 控制 | 控制 | 控制 |
| N | 1 781 | 1 781 | 1 781 |
| adj. R2 | 0.22 | 0.699 | 0.689 |
(六)稳健性检验①
①限于篇幅,文中未报告稳健性检验结果。
1.样本自选择问题
(1)控制家族创始人职业选择的影响。考虑到风险厌恶的创始人更倾向于选择公共部门工作,或公共部门职业经历使创始人变得更加厌恶风险,从而使创始人具有公共部门职业经历的企业更偏好财务保守行为,本文将样本分为创始人国家分配和自主择业两组,并剔除创始人自主择业样本做了稳健性检验。本文主要发现并未改变。
(2)控制家族创始人行业选择的影响。考虑到具有公共(企业)部门职业经历的创始人可能会选择财务风险较低(高)的行业进行创业,本文在回归分析中加入了行业虚拟变量来控制创始人自主选择行业的影响。为了进一步解决这一自选择问题,本文采用倾向性得分法进行了稳健性检验。结果表明,家族创始人行业自选择问题并不影响本文研究结论。
(3)控制家族创始人公司选择的影响。创始人通常从企业创立伊始即为实际控制人,对企业财务保守行为施加影响,并不是因为他选择了具有某种财务特征的企业。此外,创始人职业生涯通常开始于企业上市前10－30年,并不存在企业财务保守行为影响创始人最初工作部门选择的反向因果问题。
2.控制家族创始人政治关联的影响
考虑到政治关联会影响企业债务决策(Faccio等,2006),本文基于创始人存在政治关联的可能性将样本分为两组:一组是创始人具有政府部门、事业单位或国企等职业经历;另一组是具有高校、研究院、私企或个体经营等职业经历。本文剔除了创始人可能存在政治关联的样本,发现政治关联并不影响本文主要结论。
3.控制样本行业分布不均的影响
鉴于创始人具有公共部门职业经历的样本较少,且存在行业分布不均的问题,本文在回归中控制了行业因素。本文进一步剔除不包括创始人具有公共部门职业经历样本的行业进行了稳健性检验,结果表明公共部门组的行业分布不均并不影响本文主要结论。
四 、结论与政策启示本文研究了家族创始人职业经历与企业财务保守行为的关系。研究表明,具有公共部门职业经历的家族创始人更加厌恶风险,因为这类创始人创业前面临的失业及收入波动风险均较低,风险忍耐度也相应较低。同时,作为家族企业的实际控制人,创始人的风险态度会潜移默化地影响企业文化,使企业财务决策打上创始人自身风险偏好的烙印。具体地,家族创始人具有公共部门职业经历的企业更偏好财务保守行为,其财务杠杆和短期借款占比较低,现金持有和连续三年采用低杠杆的可能性则较高。本文还发现,产品市场不确定性会增强家族创始人公共部门职业经历与企业财务保守行为的正向关系。此外,家族创始人具有公共部门职业经历并未造成企业"过度保守",这类企业的会计及市场业绩均更好。
不同于以往基于代理理论和控制权理论来分析家族企业财务保守行为成因的研究(Bertrand和Schoar,2006;Villalonga和Amit,2009;Amore等,2011),本文强调家族创始人自身的特征会影响企业决策,忽视这些特征可能会使结论出现偏差。鉴于此,本文基于高等层级理论论证了创始人具有公共部门职业经历的企业财务决策更加保守。同时,本文的研究丰富了管理者个人特征与企业财务决策关系的相关研究(Malmendier和Tate,2005;Malmendier等,2011;Hutton等,2014)。此外,本文的实证发现有助于投资者从多个角度解读公司财务风险。未来研究可进一步基于高等层级理论,考察家族创始人职业经历与企业融资决策、投资决策、会计决策等企业决策的关系,丰富家族创始人个人特征与企业决策的研究。
| [1] | 王素莲,靳共元.家族企业家双重性特征与家族企业融资决策——来自中小家族上市公司的经验证据[J].工业技术经济,2012,(6):3-12. |
| [2] | 许静静,吕长江.家族企业高管性质与盈余质量——来自中国上市公司的证据[J].管理世界,2011,(1):112-120. |
| [3] | 赵蒲,孙爱英.财务保守行为:基于中国上市公司的实证研究[J].管理世界,2004,(11):109-118. |
| [4] | Gorbenko A S, Strebulaev I A. Temporary versus permanent shocks: Explaining corporate financial policies[J]. Review of Financial Studies, 2010, 23(7): 2591-2647. |
| [5] | Hambrick D C, Mason P A. Upper echelons: The organization as a reflection of its top managers[J]. Academy of Management Review, 1984, 9(2): 193-206. |
| [6] | Li J, Tang Y I. CEO hubris and firm risk taking in China: The moderating role of managerial discretion[J]. Academy of Management Journal, 2010, 53(1): 45-68. |
| [7] | Minton B A, Wruck K H. Financial conservatism: Evidence on capital structure from low leverage firms[R]. Working Paper, 2001. |
| [8] | Roussanov N, Savor P. Marriage and managers’ attitudes to risk[J]. Management Science, 2014, 60(10): 2496-2508. |
| [9] | Strebulaev I A, Yang B. The mystery of zero-leverage firms[J]. Journal of Financial Economics, 2013, 109(1): 1-23. |
| [10] | Villalonga B, Amit R. How are U.S. family firms controlled?[J]. Review of Financial Studies, 2009, 22(8): 3047-3091. |