在现代企业中,促进企业成长构成了决策者的核心任务之一(Lin等,2009)。就实现手段而言,决策者除了可通过加大对现有市场的渗透来促进企业成长之外,决策者还可借助于多元化战略或国际化战略(Sun等,2017)。随着经济全球化的持续推进以及全球竞争压力的不断加剧,国际化战略逐渐成为各决策者最频繁使用的企业成长手段(李竞等,2017;钟熙等,2018a)。鉴于具有国际经验的高管更具全球化导向,更了解国际市场(Mohr和Batsakis,2018),而且众多企业的国际化扩张由具有国际经验的高管所领导,尤其是海归高管(Lu等,2014),例如,联想收购IBM个人电脑部门、中石油试图收购优尼科均由具有国际经验的高管领导。在国际商务领域中,基于高层梯队理论,学者们特别强调高管国际经验对企业国际化决策的关键影响(Nielsen和Nielsen,2011;Li,2018;Pisani等,2018),并先后探究了高管国际经验对企业国际化程度、国际化范围等的影响。例如,Sambharya(1996)研究发现,高管国际经验会正向影响企业国际化程度;Tihanyi等(2000)研究表明,高管国际经验会正向影响企业国际化范围。
以往研究拓展了我们对高管国际经验如何影响企业国际化决策的理解,然而,根据Vermeulen和Barkema(2002)开创性研究成果,要想深入理解企业的国际化,不仅应关注企业已经达成怎样的国际化状况,也应该关注企业在国际市场中“如何”进行扩张,即企业选择怎样的国际化进程。国际化进程包括国际化范围、速度与节奏三个维度(Vermeulen和Barkema,2002),它们分别从不同角度反映了企业“如何”在国际市场中进行扩张的状况,其中,国际化范围指企业国际化扩张过程中所涉及的地域范围(Lin,2014),国际化速度指一定时间内企业国际化扩张的子公司数量或一定时间内企业国际化程度的改变程度(Chen等,2016;宋铁波等,2017;王益民等,2017),企业国际化节奏指企业国际化扩张轨迹上的连贯性与规律性(Lin和Cheng,2013)。从已有研究看,虽然少数研究已经关注到高管国际经验对国际化进程某个维度的影响,如企业国际化范围(Tihanyi等,2000),但目前系统性地探讨高管国际经验与企业国际化进程三维度间逻辑关系的研究却付诸阙如。
Scott和Davis(2007)研究提出,目前组织理论已经由理性系统、自然系统的研究阶段进入到开放系统的研究阶段,在开放系统研究阶段,组织研究尤其不应忽视外部环境对组织战略性决策的情境影响(傅皓天等,2018)。众多前期研究指出,环境不确定性构成了组织外部环境最为突出的特征之一(Li和Tang,2010;Lin和Liu,2012;傅皓天等,2018),它为决策者在战略性决策过程中的决策制定提供了更多自由裁量权(Tang等,2015),从而使决策者强有力地影响到战略性决策。而在环境不确定性的维度方面,汪丽等(2012)将其划分为环境动态性与环境复杂性。基于这些研究成果,本研究拟进一步探讨环境动态性与环境复杂性在高管国际经验与企业国际化进程间潜在的情境作用。综上所述,基于高层梯队理论等理论,以2008—2016年中国A股制造业上市公司为研究对象,本研究旨在回答:(1)高管国际经验是否以及将如何影响企业国际化进程(包括国际化范围、速度与及节奏);(2)环境不确定性(包括环境动态性与环境复杂性)能否显著调节高管国际经验与企业国际化进程之间的关系。
本研究的贡献表现在:第一,以往针对企业国际化进程的研究较多地强调了所有者类型对企业国际化进程的影响效果(George等,2005;Lin,2012),但鲜有研究基于高管视角,考察高管特征对企业国际化进程的影响(钟熙等,2018b),尤其是对高管国际经验如何影响企业国际化进程未能提供确切答案。因此,通过基于高层梯队理论实证检验高管国际经验对企业国际化进程的影响效应,本研究不仅为文献更深入地理解企业国际化进程决策提供了一个新视角,对企业国际化进程前因因素方面的研究成果亦构成了有益的丰富。
第二,虽然前期少数研究基于发达经济体企业样本,已经关注到高管国际经验与企业国际化进程某维度之间的逻辑关系(Tihanyi等,2000;Mohr和Batsakis,2018),但根据Vermeulen和Barkema(2002)的成果,国际化进程同时包括国际化范围、速度与节奏三个维度,它们分别从不同角度反映了企业在国际市场中“如何”进行扩张的状况。因而以往研究缺乏体系,这使得目前文献仅片面地认识到高管国际经验在企业国际化进程决策中所发挥的作用。与之相区别,本研究系统性地探讨了高管国际经验对企业国际化进程三维度(包括国际化范围、速度与节奏)的影响效果,这不仅提供了一个更为完整的理解框架,进一步明晰了高管国际经验在企业“如何”进行国际化扩张中所扮演的角色,同时也增加了文献对发展经济体企业中高管国际经验如何影响企业国际化进程的认识。
第三,高层梯队理论认为,高管特征对企业战略性决策影响作用的强弱将受制于情境因素(Finkelstein和Hambrick,1990),虽然前期探讨决策者国际经验与企业国际化决策关系的研究已经辨识了一系列情境因素(Laufs等,2016;李竞等,2017),但目前文献对何种情况下高管国际经验将对企业国际化进程产生较强、较弱乃至无影响知之甚少。为解决这一研究缺陷,基于开放系统视角及相关研究成果,本研究深入剖析了环境不确定性(环境动态性与环境复杂性)在高管国际经验与企业国际化进程间的情境作用,从而明确了两者关系的边界条件。
二、理论分析与假设提出(一)高管国际经验与企业国际化进程
高层梯队理论强调了高管经验在组织战略性决策所扮演的关键角色(Hambrick和Mason,1984),这是因为:为降低认知能力不足所带来的认知负担,有限理性的高管往往会借助于自身的认知框架来个性化解读战略形势,继而制定战略性决策。虽然通过人口统计学特征来推断个体倾向、知识基础、认知框架以及其他心理特征的做法受到了批判,但其不失为一种有效的反映方式(Hambrick,2007),前期大量研究也强有力地佐证了个体人口统计特征与其倾向、认知框架等之间的紧密联系(Smith等,1994;Mohr和Batsakis,2018)。诚如前文所述,学者们已经关注到高管国际经验与国际化进程某个维度间的逻辑关系,但鲜有研究系统性地明确高管国际经验对企业国际化进程三维度的影响效果。
首先,高管国际经验将对企业国际化范围、速度以及节奏均产生显著影响。一方面,相较于缺乏国际经验的高管,具有国际经验的高管更具全球化导向以及对不同文化的开放态度(Sambharya,1996),他们更有可能基于国际视角而非国内视角考虑企业成长问题(Tihanyi等,2000;Nielsen和Nielsen,2011)。并且,全球化导向与开放态度不仅使高管更多地将国际化视为一个机会而非威胁之外,同时也增强了高管对国际成长机会的敏感性(Mohr和Batsakis,2018),进而使其更容易识别出不同国家或地区中所存在的国际成长机会(Tihanyi等,2000);另一方面,相较于缺乏国际经验的高管,国际经验高管具有更多有关海外市场的知识(Lu等,2014),这有助于其理解东道国当地的文化、商业规则以及法律法规等(Laufs等,2016),继而更好地解决与国际化扩张相关的不确定性与模糊性,或精确地开发出管理国际化运营所需的能力等,最终强化了企业进入多个国家或地区获取国际化潜在收益的动机。综合可见,国际经验高管更容易识别出不同国家或地区中的国际成长机会,同时也更具有相关的海外市场知识等。因此,相较于缺乏国际经验的高管,具有国际经验的高管更有可能推动企业进入多个国际市场来把握国际市场机会、促进企业成长。也就是说,高管国际经验将正向影响企业国际化范围。
其次,国际经验高管丰富的国际市场知识,使企业能更好地处理、分析以及深入理解有关国际市场的信息。国际经验高管所具备的广泛国际联系则不仅能增强企业获得东道国资源和市场信息的能力(Lu等,2014),促进企业对国际投资替代选项的评估,同时也提高了企业与东道国中的潜在伙伴(例如供应商、客户)成功构建合作关系的能力(Li,2018),增加了企业成功实施国际化扩张的概率。因而,相较于缺乏国际经验的高管,具有国际经验的高管将感知到更低的国际市场不确定性(Piaskowska和Trojanowski,2014),并最终促使国际经验高管更快地做出国际化扩张决策(Forsgren,2002)。与此同时,国际经验高管丰富的国际市场知识,也缩短了企业克服本国与东道国之间壁垒所花费的时间,这最终也使企业得以更快地实施国际化扩张。因此,高管国际经验将正向影响企业国际化速度。
最后,当企业的国际化扩张步伐无规可循时,在国际化扩张的高峰时,企业将面临较多的、突然增加的、不可预测的国际竞争对手,但企业当前用于应对国际竞争的国际化战略通常难以在短期内做出适用性调整,故而,国际化战略与竞争形势不匹配的状况可能会导致企业陷入竞争劣势。类似的,长期较低的国际市场进入率(例如,无扩张)则可能会导致企业对国际市场的“生疏感”,弱化企业的响应能力(Lin和Cheng,2013),进而导致企业难以制定出有助于获取高竞争地位的国际化战略。而在国际化节奏与企业绩效方面,Vermeulen和Barkema(2002)研究表明,不规律国际化节奏负向调节了跨国企业的经营绩效。可见,规律的国际化节奏是更可取的(Lin和Cheng,2013)。由于规律的国际化节奏意味着企业在一定时期内需要增加同等数量的子公司或相同幅度的国际化程度。因此,当实施规律的国际化节奏时,高管需要大量分析国际市场信息、大量识别出国际市场机会(Lin和Cheng,2013),并在识别出国际市场机会的基础上推动企业成功进入文化、制度、商业规范等多方面迥异的不同国家或地区。毫无疑问,不管是大量识别出国际市场机会,还是帮助企业成功理解乃至克服不同国家或地区之间迥异的文化、制度等障碍,对缺乏国际经验的高管而言都构成了极大的挑战(Lu等,2014)。相比之下,具有广泛国际联系、熟练掌握国际市场知识的国际经验高管则能较为容易地大量识别出国际市场机会并帮助企业克服国际化扩张过程中的文化障碍、制度障碍等(Tihanyi等,2000;宋铁波等,2017;Li,2018)。故而,相较于缺乏国际经验的高管,具有国际经验的高管更有助于企业维持规律的国际化节奏。综上提出:
假设1a:高管国际经验对企业国际化范围具有显著的正向影响,即高管国际经验越丰富,企业国际化范围越广。
假设1b:高管国际经验对企业国际化速度具有显著的正向影响,即高管国际经验越丰富,企业国际化速度越快。
假设1c:高管国际经验对企业国际化节奏具有显著的负向影响,即高管国际经验越丰富,企业国际化节奏越规律。
(二)环境不确定性的调节作用
任何企业都处于一定的外部环境之间,环境的改变将对企业战略或经营决策提出新的要求(傅皓天等,2018)。而在全球运营过程中所面临的不确定性对企业国际化决策的情境影响尤其值得关注(赵曙明等,2010),但遗憾的是,虽然前期研究已表明,环境不确定性能显著影响决策者特征(例如过度自信)与企业战略性决策两者间的关系(Li和Tang,2010),但具体探讨环境不确定性对决策者特征与企业国际化决策之间关系情境作用的研究并不多见。鉴于此,本研究根据已有研究将环境不确定性划分为环境动态性与环境复杂性(汪丽等,2012),并进一步探讨其对高管国际经验与企业国际化进程之间关系的情境作用。
首先,环境动态性定义了高管所面临环境不可预测和不稳定的程度(Finkelstein和Boyd,1998),其中,稳定性是指环境中事件发生的频率和变化的程度及频率,可预测性则指事件按照预期发生的程度(汪丽等,2012),因而环境动态性可能来源于市场竞争不稳定的程度,或竞争对手行动不可预测的程度等(Atuahene-Gima和Li,2004)。这种快速变化的环境使得任何需要较长时间才能制定并付诸实施的决策的价值大打折扣(Bogner和Barr,2000),为成功响应这种快速变化的环境,企业需要加快其决策制定过程,即企业需要很强的调整能力和应变速度。相比之下,当环境相对稳定或可预测时,例如消费者偏好、竞争对手行为等能够相对精准的预见时,企业战略性决策的制定过程往往遵循历史沿袭下来的惯例或流程,并呈现出标准化、程序化等特征。因此,相较动态性较低的环境,动态性较高的环境动态性给高管提供了更多在战略性决策中的自由裁量权(Hambrick和Finkelstein,1987;Wallace等,2010)。对此,Hambrick(2007)指出,当目的—手段模糊程度较高时,决策者的自由裁量权将增加,市场动态性则会导致上述模糊性(Li和Tang,2010)。也就是说,当市场信息稳定、可靠时,高管在决策制定中的选择范围将受到限制(Hambrick和Finkelstein,1987),而当市场信息不准确、难获得或滞后时,高管在决策制定中的自由裁决空间将显著增加。对此,Simsek等(2010)也提供了相应的直接证据,其研究表明,随着环境波动性的提高,决策者核心自我评价(core self-evaluation)对企业创业导向的正向影响将被强化。可见,环境动态性将增加高管的自由裁量权,而随着自由裁量权的增加,高管对企业国际化决策制定过程的影响力将随之增强(Hambrick和Finkelstein,1987;Wallace等,2010),此时,他们将自身对更广范围、更快速度及更规律国际化进程的偏爱贯彻落实到企业国际化进程决策之中的可能性大幅度提高,因此,在环境动态性高的环境中,高管国际经验将对企业国际化进程产生更强的影响效应。综上提出:
假设2a:环境动态性增强了高管国际经验对企业国际化范围的正向影响。
假设2b:环境动态性增强了高管国际经验对企业国际化速度的正向影响。
假设2c:环境动态性增强了高管国际经验对企业国际化节奏的负向影响。
其次,环境复杂性定义了高管所面对环境竞争性与异质性的程度(Dess和Beard,1984),它可能来源于竞争对手进入频率、新产品引入频率、技术与产品的差异性以及应用速度等(汪丽等,2012)。一般来说,复杂的环境通常由众多具有不同能力的竞争对手组成,它们各自迎合不同的客户群体;简单的环境则往往由寡头垄断,并具有成熟的规则和互动规范(Palmer和Wiseman,1999;Lin和Liu,2012)。Hambrick和Finkelstein(1987)指出,行业结构特征会影响决策者的自由裁量权。随着环境复杂性的增强,行业集中水平将随之降低而竞争对手的数量则将随之增加(Lin和Liu,2012)。与此同时,伴随着竞争对手数量的增加,竞争对手之间的相互联系、战略群组的数量以及战略群组之间错综复杂的互动关系也将随之增加(Desarbo和Grewal,2008;Li和Tang,2010)。在此状况下,为成功响应这种复杂性的环境,企业需要借助于灵活、“即兴创作”的决策制定流程,该状况反过来则给高管提供了更多在战略性决策中的自由裁量权(Li和Tang,2010)。对比之下,竞争对手较少的市场往往比较简单,并具有高度发达的规则或交互规范,这反过来则限制了高管在决策制定过程中的自由空间(Lin和Liu,2012)。显然,环境复杂性也将增加高管的自由裁量权,而随着自由裁量权的增加,高管对企业国际化决策制定过程的影响力也会随之增强(Hambrick和Finkelstein,1987;Wallace等,2010),此时,他们更有能力推动并落实更广范围、更快速度以更规律国际化进程,这最终使得高管国际经验对企业国际化进程产生了更强的影响效应。事实上,基于类似的逻辑,Lin等(2009)研究表明,环境复杂性增强了外部继任对企业国际化程度变化的正向影响。综上提出:
假设3a:环境复杂性增强了高管国际经验对企业国际化范围的正向影响。
假设3b:环境复杂性增强了高管国际经验对企业国际化速度的正向影响。
假设3c:环境复杂性增强了高管国际经验对企业国际化节奏的负向影响。
三、研究设计(一)样本选择与数据来源
考虑到国泰安数据库所披露的高管团队成员海外背景字段信息主要起始于2008年,并且为了排除行业背景差异对检验结果的潜在不利影响,本研究以2008—2016年中国A股制造业上市公司为研究样本库。本研究旨在考察高管国际经验对企业国进化进程的影响,参考已有文献的做法对样本进行如下筛选:(1)剔除被标记为ST、PT的公司样本;(2)剔除未进行国际化的公司样本;(3)剔除资产负债率大于1的公司样本;(4)剔除数据存在严重缺失的公司样本。通过上述筛选步骤,本研究最终在样本期间内获取了5 210个非平衡面板样本。本研究所使用的公司人物特征、海外业务情况和公司基本特征等数据均来自于国泰安和Wind等权威数据库。
(二)指标选择与变量定义
(1)被解释变量:企业国际化进程。与Vermeulen和Barkema(2002)的研究保持一致,本研究将企业国际化进程划分为国际化范围、速度与节奏三个纬度,具体测量方法如下:
国际化范围(SCOPE)。参考Vermeulen和Barkema(2002)、Lin(2014)的研究,本研究的国际化范围即企业当年所拥有的海外子公司覆盖的国家或者地区总数。
国际化速度(SPEED)。参考Shi和Prescott(2012)、Chen等(2016)的研究,本研究通过企业海外销售收入在一定时间内的平均增长率计算企业国际化速度。具体地,本研究在年度窗口期[t,t+4]内建立时间变量(t)与海外销售收入(OI)自然对数之间关系的线性回归模型,如公式(1)所示。最终,本研究以式(1)中回归系数b2的反自然对数衡量企业的国际化速度(Chen等,2016),该值越大,表明企业的国际化扩张速度越快。
$ Ln\left( {O{I_t}} \right) = {b_1} + {b_2}t + \delta $ | (1) |
国际化节奏(RHYTHM)。同样参考Shi和Prescott(2012)、Chen等(2016)的研究,本研究通过企业海外销售收入增长率在一定时间内的变动情况计算企业国际化节奏。具体地,本研究以式(1)中回归系数b2的标准偏差的反自然对数衡量企业的国际化节奏(Chen等,2016),该值越大,表明企业的国际化扩张节奏越不连贯与规律。
(2)解释变量:高管国际经验(TMTIE)。考虑到中国情景以及本研究的研究目标,本研究对高管团队的定义与国泰安数据库保持一致(陈伟宏等,2018)。高管国际经验反映了高管海外求学或海外工作的经历,这些经历塑造了高管心智模型、个人社会网络以及职业关系等(宋铁波等,2017)。考虑到单一指标具有一定的片面性,参考宋铁波等(2017)的研究,本研究采用具有海外任职经历或者海外求学经历的高管人数与高管总人数的比值衡量高管国际经验。为了缓解高管国际经验与企业国际化进程之间可能存在的反向因果关系,本研究对解释变量做滞后一期处理。
(3)调节变量:环境不确定性。参考汪丽等(2012)的研究,本研究将环境不确定性划分为环境动态性(ED)与环境复杂性(EC)两个纬度,具体测量方法如下:
环境动态性(ED)。参考汪丽等(2012)、申慧慧等(2012)的研究,本研究采用经行业中位数调整后的企业过去五年销售收入回归残差的标准差来衡量环境动态性。同样地,本研究对调节变量环境动态性做滞后一期处理。
环境复杂性(EC)。参考Tang和Hull(2012)的研究,本研究使用同行业内(证监会2012版SIC三级行业分类代码)竞争者数量的自然对数来衡量环境复杂性。同样地,本研究对调节变量环境复杂性做滞后一期处理。
(4)控制变量:借鉴企业国际化相关主题的研究成果,本研究选取以下变量作为控制变量:企业资产规模(SIZE),采用企业资产总额加1后取自然对数衡量;企业成立年龄(AGE),采用企业成立年限加1后取自然对数衡量;资产负债率(LEV),采用企业负债总额与资产总额的比值衡量;产品多元化(PD),根据熵指数衡量,具体计算方法见钟熙等(2018a)的研究;控股股东性质(STA),若该企业是国有控股性质的企业,则赋值为1,否则为0;董事会规模(BODSIZE),采用董事会总人数加1后取自然对数衡量;董事会独立性(BODIND),采用独立董事人数与董事会总人数的比值衡量;两职兼任(DUA),若CEO同时担任董事长,则赋值为1,否则为0。同样地,本研究对控制变量做滞后一期处理。此外,考虑到本研究样本期间企业的国际化经营处于快速发展时期,为了控制其他不可观测的因素的影响,本研究引入年度虚拟变量(YEAR)、行业虚拟变量(IND)和地区虚拟变量(REG)。
四、实证检验与结果分析(一)描述性统计与相关性分析
表1列示了变量的描述性统计与相关性分析表。由表1可知:高管国际经验(TMTIE)与企业国际化范围(SCOPE)和国际化速度(SPEED)均显著正相关,而与企业国际化节奏(RHYTHM)显著负相关,初步支持了假设1a、假设1b以及假设1c。此外,各解释变量之间的相关性系数最大不超过多重共线性判定的临界值0.5。进一步地,本研究对进入回归分析的所有解释变量进行方差膨胀因子分析(VIF),结果显示:模型整体的VIF均值低于阈值2,并且各解释变量的VIF值远远低于阈值10,进一步表明本研究的变量设定较为合理,不存在严重的多重共线性问题,适合进一步回归分析。
变 量 | 样本量 | 均值 | 标准差 | 1 | 2 | 3 | 4 | 5 |
1. SCOPE | 3 456 | 2.017 9 | 1.929 4 | 1 | ||||
2. SPEED | 2 882 | 1.159 3 | 0.388 7 | 0.025 | 1 | |||
3. RHYTHM | 2 882 | 1.113 2 | 0.131 9 | −0.102*** | 0.368*** | 1 | ||
4. TMTIE | 5 210 | 0.050 5 | 0.100 1 | 0.135*** | 0.041** | −0.051*** | 1 | |
5. ED | 5 210 | 1.255 8 | 0.997 2 | 0.059*** | 0.008 | 0.056*** | −0.039*** | 1 |
6. EC | 5 210 | 4.592 3 | 0.838 5 | 0.077*** | 0.103*** | 0.021 | 0.057*** | 0.042*** |
7. SIZE | 5 210 | 21.91 | 1.155 4 | 0.316*** | −0.011 | −0.001 | 0.007 | 0.065*** |
8. AGE | 5 210 | 2.743 5 | 0.299 | −0.02 | −0.082*** | −0.016 | −0.018 | 0.029** |
9. LEV | 5 210 | 0.420 9 | 0.198 2 | 0.159*** | −0.055*** | 0.044** | −0.058*** | 0.092*** |
10. PD | 5 210 | 0.315 4 | 0.401 4 | 0.084*** | 0.041** | 0.069*** | −0.017 | 0.045*** |
11. STA | 5 210 | 0.334 4 | 0.471 8 | 0.035** | −0.064*** | 0.01 | −0.159*** | −0.028** |
12. BODSIZE | 5 210 | 2.271 | 0.171 7 | 0.026 | 0.03 | −0.013 | −0.039*** | −0.027** |
13. BODIND | 5 210 | 0.369 7 | 0.052 | 0.032* | −0.022 | −0.002 | 0.018 | 0.040*** |
14. DUA | 5 210 | 0.276 2 | 0.447 2 | −0.022 | 0.019 | −0.070*** | 0.063*** | −0.034** |
变 量 | 6 | 7 | 8 | 9 | 10 | 11 | 12 | 13 |
6. EC | 1 | |||||||
7. SIZE | −0.093*** | 1 | ||||||
8. AGE | −0.038*** | 0.183*** | 1 | |||||
9. LEV | −0.105*** | 0.500*** | 0.160*** | 1 | ||||
10. PD | −0.014 | 0.152*** | 0.119*** | 0.161*** | 1 | |||
11. STA | −0.019 | 0.325*** | 0.094*** | 0.338*** | 0.082*** | 1 | ||
12. BODSIZE | −0.101*** | 0.292*** | 0.01 | 0.190*** | 0.041*** | 0.273*** | 1 | |
13. BODIND | 0.048*** | 0.002 | −0.015 | −0.037*** | −0.030** | −0.051*** | −0.436*** | 1 |
14. DUA | 0.075*** | −0.162*** | −0.066*** | −0.169*** | −0.093*** | −0.255*** | −0.190*** | 0.126*** |
注:*、**、***分别代表统计量在10%、5%、1%的水平上显著。 |
(二)回归分析
在进行回归分析之前,为了保证回归估计的一致性与有效性,本研究对数据进行如下预处理:对本研究的连续变量在1%的水平上进行缩尾处理;在构建乘积项之前,对解释变量和调节变量进行中心化处理;考虑到本研究使用非平衡面板数据进行研究,不可避免地存在异方差、序列相关以及截面相关等的问题,本研究采用Driscoll-Kraay标准误进行修正。
(1)高管国际经验与企业国际化进程的检验结果
表2列示了高管国际经验与企业国际化进程(速度、范围与节奏)之间关系的检验结果。假设1a和假设1b分别提出,高管国际经验正向影响企业国际化范围与企业国际化速度;假设1c提出,高管国际经验负向影响企业国际化节奏。由表2模型(1)可知,高管国际经验与企业国际化范围间的系数显著为正(β=2.044 7,p<0.01);模型(2)可知,高管国际经验与企业国际化速度间的系数显著为正(β=0.059 9,p<0.05);模型(3)可知,高管国际经验与企业国际化节奏间的系数显著为负(β=−0.070 2,p<0.01)。上述结果表明,随着高管国际经验的增加,企业倾向于更大范围、更快速度以及更连贯或规律的国际化扩张模式,假设1a、1b以及1c均得到支持。
模型(1)DV=SCOPE | 模型(2)DV=SPEED | 模型(3)DV=RHYTHM | |
TMTIE | 2.044 7*** | 0.059 9** | −0.070 2*** |
(19.01) | (2.39) | (−6.15) | |
ED | 0.052 0*** | 0.001 5 | 0.007 1*** |
(3.50) | (1.03) | (4.94) | |
EC | 1.149 3 | −0.262 4 | −0.295 6 |
(0.79) | (−0.81) | (−1.56) | |
SIZE | 0.678 1*** | 0.016 8** | −0.005 9*** |
(64.84) | (2.26) | (−3.44) | |
AGE | −0.473 7*** | −0.077 5** | −0.009 0*** |
(−3.62) | (−2.22) | (−4.65) | |
LEV | 0.376 6*** | −0.093 1*** | 0.017 3 |
(5.35) | (−5.09) | (1.28) | |
PD | 0.198 1** | 0.058 8*** | 0.025 6*** |
(1.99) | (11.39) | (6.51) | |
STA | −0.372 3*** | −0.078 0*** | −0.011 7*** |
(−7.89) | (−3.16) | (−7.81) | |
BODSIZE | −0.319 1*** | 0.111 8*** | −0.019 5** |
(−5.45) | (2.63) | (−2.57) | |
BODIND | 0.498 6** | −0.108 5* | 0.020 3 |
(2.03) | (−1.87) | (1.26) | |
DUA | 0.004 8 | −0.002 6 | −0.021 2*** |
(0.18) | (−0.31) | (−24.59) | |
常数项 | −15.815 6*** | 1.827 3 | 2.398 6*** |
(−2.77) | (1.39) | (3.39) | |
YEAR/IND/REG | YES | YES | YES |
R2 | 0.204 4 | 0.065 5 | 0.062 8 |
N | 3456 | 2882 | 2882 |
注:*、**、***分别表示在10%、5%、1%的水平上显著相关。括号内为t值。上述模型为经过Driscoll-Kraay标准误调整后的结果。 |
(2)环境不确定性(环境动态性、环境复杂性)的调节效应分析
表3列示了高管国际经验、环境不确定性与企业国际化进程(速度、范围与节奏)之间关系的检验结果。假设2提出,环境动态性将增强高管国际经验与企业国际化进程(范围、速度与节奏)之间的关系。首先,表3模型(1)分析了环境动态性对高管国际经验与企业国际化范围之间关系的调节效应,结果显示:高管国际经验与环境动态性交互项的回归系数显著为正(β=0.262 0,p<0.05),这说明环境动态性增强了高管国际经验对企业国际化范围的正向影响;其次,表3模型(2)分析了环境动态性对高管国际经验与企业国际化速度之间关系的调节效应,结果显示:高管国际经验与环境动态性交互项的回归系数显著为正(β=0.249 9,p<0.01),这说明环境动态性增强了高管国际经验对企业国际化速度的正向影响;最后,表3模型(3)分析了环境动态性对高管国际经验与企业国际化节奏之间关系的调节效应,结果显示:高管国际经验与环境动态性交互项的回归系数为负但不显著(β=−0.016 0,p>0.1),这说明环境动态性对高管国际经验与企业国际化节奏两者关系无显著影响。因此假设2a、假设2b得到了支持,但假设2c未得到支持。
模型(1)DV=SCOPE | 模型(2)DV=SPEED | 模型(3)DV=RHYTHM | 模型(4)DV=SCOPE | 模型(5)DV=SPEED | 模型(6)DV=RHYTHM | |
TMTIE | 2.066 9*** | 0.082 6** | −0.071 7*** | 1.839 2*** | 0.067 8*** | −0.061 2*** |
(17.83) | (2.00) | (−9.40) | (12.88) | (3.43) | (−4.84) | |
TMTIE×ED | 0.262 0** | 0.249 9*** | −0.016 0 | |||
(2.34) | (10.13) | (−0.49) | ||||
TMTIE×EC | 1.084 6*** | −0.076 8 | −0.087 6** | |||
(3.99) | (−0.77) | (−2.50) | ||||
ED | 0.052 2*** | 0.005 2 | 0.006 9*** | 0.051 3*** | 0.001 6 | 0.007 2*** |
(3.65) | (1.64) | (7.31) | (3.49) | (1.10) | (4.95) | |
EC | 1.267 3 | −0.276 5 | −0.294 7 | 0.771 1 | −0.256 5 | −0.288 9 |
(0.86) | (−0.82) | (−1.57) | (0.48) | (−0.79) | (−1.62) | |
SIZE | 0.677 7*** | 0.018 0** | −0.006 0*** | 0.674 1*** | 0.017 2** | −0.005 4*** |
(61.51) | (2.48) | (−3.63) | (63.23) | (2.41) | (−2.98) | |
AGE | −0.473 8*** | −0.074 8** | −0.009 2*** | −0.467 9*** | −0.078 0** | −0.009 6*** |
(−3.62) | (−2.16) | (−4.25) | (−3.57) | (−2.28) | (−4.74) | |
LEV | 0.370 8*** | −0.101 6*** | 0.017 8 | 0.373 7*** | −0.093 8*** | 0.016 4 |
(5.44) | (−5.62) | (1.26) | (5.80) | (−5.32) | (1.25) | |
PD | 0.200 2** | 0.060 1*** | 0.025 5*** | 0.206 7** | 0.058 5*** | 0.025 2*** |
(2.01) | (11.38) | (6.71) | (2.04) | (11.27) | (6.89) | |
STA | −0.368 7*** | −0.075 8*** | −0.011 8*** | −0.373 1*** | −0.077 8*** | −0.011 5*** |
(−7.85) | (−3.03) | (−9.83) | (−7.86) | (−3.16) | (−6.96) | |
BODSIZE | −0.313 2*** | 0.113 4*** | −0.019 6** | −0.282 8*** | 0.110 3*** | −0.021 2** |
(−5.32) | (2.71) | (−2.50) | (−4.42) | (2.66) | (−2.28) | |
BODIND | 0.495 8** | −0.107 1* | 0.020 2 | 0.590 7** | −0.115 0** | 0.012 9 |
(2.04) | (−1.81) | (1.25) | (2.27) | (−2.05) | (0.72) | |
DUA | 0.008 0 | −0.002 0 | −0.021 3*** | 0.013 9 | −0.003 0 | −0.021 6*** |
(0.31) | (−0.23) | (−25.30) | (0.53) | (−0.37) | (−26.16) | |
常数项 | −16.240 3*** | 1.844 5 | 2.397 5*** | −14.497 7** | 1.807 7 | 2.376 2*** |
(−2.82) | (1.36) | (3.41) | (−2.35) | (1.38) | (3.54) | |
YEAR/IND/REG | YES | YES | YES | YES | YES | YES |
R2 | 0.204 6 | 0.068 2 | 0.062 8 | 0.206 6 | 0.065 7 | 0.064 9 |
N | 3456 | 2882 | 2882 | 3456 | 2882 | 2882 |
注:*、**、***分别表示在10%、5%、1%的水平上显著相关。括号内为t值。上述模型为经过Driscoll-Kraay标准误调整后的结果。 |
假设3提出,环境复杂性将增强高管国际经验与企业国际化进程(范围、速度与节奏)之间的关系。首先,表3模型(4)分析了环境复杂性对高管国际经验与企业国际化范围之间关系的调节效应,结果显示:高管国际经验与环境复杂性交互项的回归系数显著为正(β=1.084 6,p<0.01),这说明环境复杂性增强了高管国际经验对企业国际化范围的正向影响;其次,表3模型(5)分析了环境复杂性对高管国际经验与企业国际化速度之间关系的调节效应,结果显示:高管国际经验与环境复杂性交互项的回归系数为负但不显著(β=−0.076 8,p>0.1),这说明环境复杂性对高管国际经验与企业国际化速度两者关系无显著影响;最后,表3模型(6)分析了环境复杂性对高管国际经验与企业国际化节奏之间关系的调节效应,结果显示:高管国际经验与环境复杂性交互项的回归系数显著为正(β=−0.087 6,p<0.05),这说明环境动态性增强了高管国际经验对企业国际化节奏的负向影响。假设3a、假设3c得到了支持,假设3b未得到支持。
(三)内生性检验
本研究将解释变量、调节变量以及控制变量做滞后一期处理,在一定程度上缓解了双向因果的问题,但是高管国际经验和企业国际化进程之间仍然可能存在双向因果或者自我选择偏误等内生性问题。本研究拟采用工具变量法与倾向得分匹配方法进行控制。
(1)工具变量法。为了规避高管国际经验与企业国际化进程之间可能存在的相互影响,或者由于受到某些企业内外部因素共同影响而导致的内生性问题,本研究采用两阶段工具变量法(IV-2SLS)控制内生性问题。工具变量的选择需要满足与内生变量相关且与扰动项不相关的基本要求,为了克服内生性问题,常用的做法是采用解释变量的滞后变量作为工具变量。为此,本研究使用滞后两期的高管国际经验(IV_TMTIE)作为滞后一期高管国际经验的工具变量,并采用2SLS进行估计。表4列示了采用工具变量法控制内生性问题后高管国际经验与企业国际化进程之间关系的检验结果。由表4可知,高管国际经验对企业国际化范围和国际化速度具有正向影响,对企业国际化节奏则具有负向影响,假设1再次得到支持。
模型(1)DV=TMTIE
第一阶段 |
模型(2)DV=SCOPE
第二阶段 |
模型(3)DV=TMTIE
第一阶段 |
模型(4)DV=SPEED
第二阶段 |
模型(5)DV=RHYTHM
第二阶段 |
|
IV_TMTIE | 0.914 8*** | 0.898 1*** | |||
(110.07) | (88.49) | ||||
TMTIE | 2.153 8*** | 0.176 4* | −0.069 0** | ||
(6.53) | (1.79) | (−2.08) | |||
其他变量 | YES | YES | YES | YES | YES |
R2 | 0.796 8 | 0.156 2 | 0.775 0 | 0.046 3 | 0.021 9 |
N | 3 242 | 3 242 | 2 450 | 2 450 | 2 450 |
注:*、**、***分别表示在10%、5%、1%的水平上显著相关。括号内为t值。调节变量、控制变量、虚拟变量以及常数项均已添加,限于篇幅未加列示。(下同,不再赘述) |
(2)基于PSM配对样本。考虑到具有海外任职或者海外求学经历的高管成员本身在人生阅历或者教育经历等方面更为丰富,因而本研究的研究结论可能会受到自我选择偏误内生性问题的影响。在此,本研究采用倾向得分匹配法(PSM)控制这一内生性偏误。具体步骤如下:①采用Logit回归模型估计样本企业内是否有高管成员具备海外任职或者海外求学的经历。其中,回归模型的被解释变量为高管国际经验,初始解释变量为本研究所涉及的所有解释变量,并且根据Logit逐步回归模型在10%的显著性水平上进行变量的自动筛选。②基于一配二原则采用最近邻匹配方法根据上述计算得到的倾向概率值进行样本配对。③采用配对样本重新进行回归分析。表5列示了采用PSM配对样本重新进行回归分析的结果,与正文基本保持一致,研究结论未发生实质性变化。
(四)稳健性检验
为保证研究结论的可靠性,本研究进行了以下稳健性检验:①更换高管国际经验的代理指标。为了检验自变量代理指标的选择对本研究结论的影响,本研究在此以具有海外任职经历或海外求学经历的高管人数加1后取自然对数衡量高管国际经验。②更换调节变量的测量指标。为了检验调节变量测量指标的选取对研究结论的影响,本研究在此采用经行业中位数调整后的企业过去五年销售收入的变异系数衡量环境动态性;采用1减去行业(证监会2012版SIC三级行业分类代码)内所有上市企业所占有市场份额的平方和衡量环境复杂性。③考虑金融危机的影响。考虑到2008年金融危机对全球经济造成了巨大的影响,本研究在此以2009—2016年的样本后重新进行回归分析。经上述稳健性检验后发现,重新回归分析的结果与正文基本保持一致,研究结论未发生实质性变化①。
模型(1)DV=SCOPE | 模型(2)DV=SPEED | 模型(3)DV=RHYTHM | 模型(4)DV=SCOPE | 模型(5)DV=SPEED | 模型(6)DV=RHYTHM | |
TMTIE | 1.696 1*** | 0.107 0* | −0.067 3*** | 1.516 9*** | 0.108 9*** | −0.051 4*** |
(7.67) | (1.82) | (−10.66) | (6.58) | (3.15) | (−3.79) | |
TMTIE×ED | 0.569 9*** | 0.170 4*** | −0.039 7 | |||
(6.56) | (3.81) | (−1.30) | ||||
TMTIE×EC | 0.681 9*** | −0.121 8 | −0.085 1*** | |||
(2.80) | (−0.86) | (−2.62) | ||||
R2 | 0.198 0 | 0.101 7 | 0.080 2 | 0.198 0 | 0.100 6 | 0.082 6 |
N | 2142 | 1294 | 1294 | 2142 | 1294 | 1294 |
鉴于高管在企业国际化决策中所扮演的关键角色,基于高层梯队理论,以往文献较多地探讨了高管特征尤其是高管国际经验与企业国际化决策之间的逻辑关系(Nielsen和Nielsen,2011;Pisani等,2018;Li,2018)。但美中不足的是,这些以高管国际经验为前因变量的前期研究,大多聚焦于企业缘何处于当前国际化状况这一研究问题,对企业“如何”在国际市场中进行扩张即企业选择怎样的国际化进程这一同样重要的研究问题则关注不够。基于高层梯队理论以及开放系统视角,本研究深入剖析了高管国际经验、环境不确定性以及企业国际化进程三者之间的逻辑关系。以2008—2016年中国制造业上市公司为研究对象,本研究发现:
第一,随着高管国际经验的增加,企业将实施范围更广、速度更快以及扩张模式更规律的国际化进程;第二,环境波动性与环境复杂性通过影响高管的自由裁量权,继而显著调节了高管国际经验与企业国际化进程之间的关系。具体地,随着环境波动性的提高,高管国际经验对企业国际化范围、企业国际化速度的影响效应将增强。但环境波动性未能显著调节高管国际经验与企业国际化节奏之间的关系,对此,一个可能的解释是:虽然环境波动性提高了高管的自由裁量权,但环境波动性也增加了高管大量识别出国际市场机会、帮助企业克服文化障碍等的难度,这反过来也降低了企业维持规律扩张模式的可能性,并最终导致环境波动性未能起到预期的增强调节作用;而随着环境复杂性的提高,高管国际经验对企业国际化范围、企业国际化节奏的影响效应将增强。但环境复杂性未能显著调节高管国际经验与企业国际化速度之间的关系,对此,一个可能的解释是:虽然环境复杂性提高了高管的自由裁量权,但环境复杂性也增加了高管了解东道国市场的难度,继而延长了企业克服本国与东道国之间壁垒所花费的时间,继而间接抑制了企业国际化速度的加快,并最终导致环境复杂性未能起到预期的增强调节作用。
根据研究结论,本研究提出以下实践启示:第一,本研究揭示了高管国际经验对企业国际化范围、企业国际化速度的正向影响,以及高管国际经验对企业国际化节奏的负向影响,基于研究结论,分析师、企业能更好地分析和预测竞争对手的战略行动(尤其是国际化战略),继而做出更好的分析报告或适时制定出响应对策。第二,企业尤其是国际化企业在补充或招聘高层管理者时,不应该忽视候选人是否具有国际经验这一特征,这是因为,具有国际经验的高管在做出企业成长战略的选择时,更倾向于国际化战略。更进一步地,具有国际经验的高管掌握更多海外市场的知识并拥有更多海外网络,因而,具有国际经验高管可能有助于企业更好地推动国际化扩张,或帮助企业获得更好的国际化绩效(Hsu等,2013)。第三,研究显示,环境特征(环境动态性与环境复杂性)通过影响高管自由裁量权的大小,继而调节了高管特征与企业战略性决策之间关系的强弱。这说明,企业股东在设计组织结构或治理策略来限制或增强高管的自由裁量权时,应考虑外部环境特征的影响。
本研究的局限与不足表现在:第一,研究样本选取方面。囿于数据的可获取性,本研究仅探讨了中国A股制造业上市公司中高管国际经验对企业国际化进程的影响,未来研究可纳入更广泛的研究对象(例如,非公众公司)。第二,情境变量选取方面。本研究基于开放系统视角,着重剖析了环境动态性与环境复杂性对高管国际经验与企业国际化进程之间关系的情境作用,事实上,企业内部的因素(例如,企业资源状况)等也影响着高管的自由裁量权,未来研究可沿着这一方向进行拓展。第三,国际经验对象指向方面。本研究仅深入剖析了高层管理团队这一关键决策群体其国际经验对企业国际化进程的影响,而在现代企业中,董事会作为另一个对企业战略性决策具有重要影响的关键决策群体,其国际经验是否以及将对企业国际化进程产生怎样的影响,这留待未来研究的进一步探讨。
① 限于篇幅未列表,有兴趣的读者可向作者索取。
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