商会是打造共建共治共享的社会治理格局的重要手段。商会作为我国介于市场和政府的第三方治理机构,在市场经济体制的建设中发挥着重要的治理功能(张捷和张媛媛,2009)。在改革开放四十年之际,中国家族企业创始人逐渐达到了退休年龄,代际传承成为中国家族企业面临的重大挑战。在家族企业的代际传承中,接班人不仅继承企业的管理权和所有权,还需要继承创始人的社会资本,而商会资本是创始人拥有的其中一类社会资本。因此,本文将关注商会资本的代际传承问题。
有学者指出,所有权和管理职位的传递相对简单,最难的是企业创始人的专有资产的传承(Bennedsen等,2015)。Fan等(2012)的研究发现,企业家经常使用专有资产会带给他们竞争优势,尽管企业家的儿子和女儿是最佳的候选人去继承他们的专有资产(例如创业者社交网络),但是这些资产在传承中很难转移。创始人为了保证企业的“长青”,会有动机将其独特的资源传承给下一代接班人(Chua等,1999;Miller和Le Breton-Miller,2014)。窦军生和贾生华(2008)发现,企业家默会知识、企业家关系网络和企业家精神是家族企业需要代际传承的三种独特资源。李思飞和裘泱(2018)提出具有传承意愿的控制家族会更重视企业的长期生存与发展,会具有更长远的投资视野,为增强企业的长期竞争能力、保持企业各个利益相关方的关系资源而加大社会资本投资。因此,需要密切注意作为重要社会资本来源之一的家族企业商会网络关系的传承。从家族企业代际传承所处的制度环境角度来看,受到传统文化和转型经济的影响,企业广泛采用基于社会关系网络的成长战略。一代创始人所拥有的社会资本或者关系网络资源常常成为企业代际传承的重要传承要素。胡旭阳和吴一平(2016)通过对中国282家上市家族企业创始人和继承人的政治资本进行实证研究发现,企业家参政议政“代际接力”是中国家族企业实现企业政治资本代际转移的重要渠道。但是却鲜有学者专门以家族企业的商会网络关系为研究对象,对家族企业一代创始人与二代接班人参加商会这一代际传承现象进行理论与实证分析。
因此,本文以2007—2016年发生代际传承的上市家族企业为样本,对家族企业商会资本的代际传承进行研究,试图从商会传承动机、路径等来分析家族企业商会资本的代际传承现象。结果发现,创始人拥有商会资本将显著增加接班人拥有商会资本的可能性,当接班人担任董事长或者总经理后,这种可能性将显著增加;而相比于拥有政治资本的创始人,缺乏政治资本的创始人会更有动力传承其商会资本给下一代。进一步研究发现,家族企业商会资本的代际传承具有门槛效应,只有当创始人拥有省级以上商会资本时上述结论才依然成立,并且商会资本的传承会显著提升企业价值。
本文可能存在如下的贡献:首先,本文丰富了商会治理的研究文献。以往学者多从商会的定义、性质、发展历史和功能等角度对其进行研究,例如Deng和Yi(2013)从1978年改革以来不同时期所实施的国家战略入手,分析了商会在不同国家战略背景下所经历的一系列变化。商会作为企业的集体代理人,通过组织集体行动捍卫成员的利益(Ji,2018),提高政府对企业的重视程度。特别是在政治竞争中,各党派会积极听取商会的声音以通过商会获得企业的支持(Govorun等,2016)。较少学者单独立足于家族企业代际传承视角对商会资本进行探究。本文试图从这一视角将家族企业的代际传承与商会资本联系起来,探究商会资本的代际传承动机及传承路径,具有一定的创新性。其次,拓展了家族企业代际传承的研究视角。目前学者们主要关注家族企业代际传承中二代介入对企业业绩、创新等方面的影响,并对传承中的权威及合法性进行了探讨。黄海杰等(2018)以2003—2014年我国上市家族企业为研究样本,发现二代介入对企业的创新活动具有显著的促进作用;而严若森和杜帅(2018)通过对2009—2015年我国上市家族企业为研究样本则发现企业的代际传承对创新会产生显著的抑制作用。关于家族企业社会资本的代际传承,目前主要关注创始人的政治资本的代际传承问题(胡旭阳和吴一平,2016,2017)。而本文探究了创始人商会资本的代际传承问题,这将拓展家族企业代际传承的研究视角。
二、理论分析与研究假设(一)家族企业商会资本代际传承的动机
资源观理论(RBV)认为,具有价值的稀缺资源会帮助企业建立竞争优势(Barney,1991),适当的资源管理会强化家族企业发挥资源效能(何轩等,2014)。在中国经济转型中,商会作为企业自发产生的组织,日益成为企业间,特别是家族企业间的“基础性力量”。首先,由于控股家族的决策者既需要管理家族内部的事务,又需要掌管企业的发展,过重的工作负担可能会导致其不能快速地得到最新的信息,而最新的信息可能会改善他们的决策,最终影响企业的业绩。Woods等(2017)通过考察商会成员与企业决策者采用新技术意愿的关系时发现,决策者可以通过商会迅速地获得决策信息,并让他们更愿意采用新技术来促进企业的发展。其次,商会作为企业间的集体代理人,往往仅会为其成员自身利益进行游说(Marques,2017),并通过向成员提供选择性服务来促进整体经济利益的发展(Bennett,1998),能够为会员企业创造信息共享和面对面接触认识的平台,方便企业在集体活动参与中监督他人预期、发展社会联系与提高集体认识,抑制企业间“搭便车”的行为,节约企业之间、企业与社会之间的交易成本,提高集体行动的成功概率(石碧涛等,2011)。此外,不同于家族企业主直接在政府中担任官职所形成的政治资本,家族企业所拥有的商会资本更具有独立性。企业既可以通过商会加强与政府的联系(David等,2009),还可以通过集体行动捍卫成员的利益,提高地方政府的透明度和问责制(Ji,2018)。Мир России(2011)通过对23个商会负责人进行非正式访谈发现,商会在某些情况下能够弥补“市场失灵”和“国家失败”。因此,商会资本对于家族企业来说是一项具有价值的稀缺资源,其与学者们已经探究出的企业家精神(朱素英,2006)、默会知识(窦军生和贾生华,2008)、家族权威或者家族企业文化(宋继文等,2008)一样,也值得企业传承。而且余向前等(2013)认为企业家隐性知识在代际之间有效转移是家族企业成功传承的关键。
创始人资产专有理论则认为,家族企业代际传承能否成功主要取决于创始人的声誉、权威和社会资本等专有资产能否顺利传承(Fan和Wong,2012)。Bennedsen等(2015)的研究发现,东亚地区的上市家族企业在完成代际传承后,其公司价值会大幅度地下降,其主要原因是创始人的专有资产难以传承。创始人的专有资产包括:创始人的企业家精神、关系网络、家族权威等。其中,商会资本作为一类重要的关系网络,如果可以在家族成员中实现代际传承,将有助于家族企业的可持续发展。因此,家族企业有强烈的动机对商会资本进行代际转移。
当创始人拥有了一定的商会资本,家族接班人延续父辈的足迹获得商会领导权是实现商会资本代际转移的重要途径,理由主要有以下两点。首先,在中国传统的儒家文化中,以家文化为核心的“差序格局”使得家族企业很难对家族外的人产生信任,这往往在组织管理中采取“内外有别”的待人用人法则(徐细雄和刘星,2012)。受到利他主义的驱动影响,具有亲缘(血缘)关系的家族成员很自然地团结在一起,共享彼此的资源(Karra等,2006;王明琳和周生春,2006)。商会资本作为家族企业一个重要的资本,企业创始人为了防止接班人由于能力不足而破坏企业的商会资本,一般不会轻易将商会资本传给接班人,只有当接班人的能力达到一定高度时,创始人才会考虑将企业的商会资本传承给接班人,因此商会资本从创始人到接班人的交接本身就是创始人对接班人能力的认可。其次,家族企业创始人成为商会领导者或者商会会员,相当于为接班人搭建了一个商会交流的平台,接班人可以通过父辈的商会平台结识商会的其他成员,搭建自己的商会网络系统,即便父辈创始人可能由于自己退休或者其他商会成员退位而切断了创始人的商会资本,接班人也可以通过父辈前期的铺垫继续发展自身的商会资本,有助于商会资本的延续和发展。据此本文提出:
假设1:创始人商会资本将增加接班人拥有商会资本的可能性。
(二)家族企业商会资本代际传承的时机选择和影响因素:基于权威合法性视角
1. 商会资本传承的时机选择
基于经济学的经济人假说,相比于家族企业内部的家族成员,企业内外部的非家族成员不会轻易将家族企业的发展与自身利益捆绑在一起,目标更具有短期性(贺小刚等,2007),其之所以承诺在合约所规定的权限范围内租出要素使用权并服从以业主为核心的家族成员权威,是因为他们相信家族成员可以为其承担风险,并为其支付固定或可预期的要素报酬(贺小刚和连燕玲,2009)。相关研究显示,家族权威有利于提升家族企业绩效(贺小刚等,2007)。因此,家族管理者的权威有助于其调动和运用资源。
然而,相关研究显示,家族企业的权威往往具有很强的个人依赖性。当企业的控制权发生变化时,企业中的权威关系也将发生变化(周燕和葛建华,2011)。对家族接班人而言,在接班的过程中常常面临权威合法性不足的问题,进而难以调动资源和开展工作。李新春等(2015)研究发现,在家族企业代际传承过程中,二代接班人往往会因为权威合法性不足而面临“少主难以服众”的尴尬局面。因此,在商会资本代际传承的过程中,同样会遇到接班人权威合法性不足的问题,需要选择合适的时机进行传承。
家族企业传承的权威合法性分为两类:制度合法性和战略合法性(赵晶等,2015)。从制度合法性的角度来说,行为主体本身拥有的权力越高,其具有的合法性就越强(赵晶等,2015)。而合法性具有强大的力量,通过影响资源分配或激励他人来规范或影响他人行为(Dimaggio和Powell,1983)。正如《论语》所言:“名不正,则言不顺;言不顺,则事不成。”相关研究显示,股权的转移和管理职位的直接任命有助于缓解接任者权威合法性不足的问题(杨学儒等,2009)。因此,当接班人正式接任家族企业的董事长或总经理后,有助于实现商会资本的顺利传承。
另外从商会的角度来说,接班人的权威提升有助于提高其在商会中的地位。在企业与商会的关系中,部分商会是官方或半官方性质的,或者即使部分商会是由企业自发组织成立的,但是家族企业创始人要想从商会中获得优势资源,也往往需要在商会中扮演较为重要的角色,而这首先就要求企业家具有足够的权威。从这个角度来看,商会是众多企业的联盟,商会处于更高层次的地位,要想在商会中拥有足够的话语权,就需要在企业中派出拥有高度权威的人物。一方面,不同于在家族企业内部的员工,在企业外部,由于信息的不对称会使得其他商会成员难以判断企业的接班人是否拥有足够的权威,即使企业派驻接班人在商会中参加活动,也很难通过商会资本来获得优势资源。另一方面,接班人在进入企业时往往未树立绝对的权威,此时由接班人代表企业在商会中参加活动,会造成其他商会成员认为企业对商会的不重视,从而可能会降低企业商会资本的代际接力,但是当接班人成为企业的“掌舵人”,即担任企业的董事长或总经理后,正式制度上的权威有助于得到其他商会成员的认可,从而有利于企业商会资本的顺利交接,据此本文提出:
假设2:接班人担任公司董事长或总经理会促进其拥有商会资本的可能性。
2. 商会资本传承的影响因素
组织赋予接班人的正式权力需要转化为权威,才能够帮助其更好地治理企业(吴炯等,2017)。而接班人的权威除了通过正式制度上组织的正式职位和角色赋予外,非正式制度上也需要巩固和加强,拥有政治资本或商会资本是提升接班人权威的重要途径。但与创始人相比,二代继承者既年轻经验不足,又缺少与组织共同成长的经历(李新春等,2015),很难完全接收创始人的所有社会资本。因此,对于同时拥有政治资本和商会资本的创始人而言,对商会资本传承的重视程度会低于政治资本传承的重视程度。
这种重视程度的差异原因在于,在中国经济转型中地方政府的行为和干预会影响民营企业的发展(胡旭阳和吴一平,2017),企业与政府建立良好的政企关系,获得政府的庇护,可以更容易获得政府给予的融资机会以及补贴机会(余明桂等,2010);而家族企业的代际传承并非一朝一夕可以完成,其过程较为漫长,在传承独特要素的重要性水平上,相比于商会资本,政治资本会成为首选。因为从我国商会的发展历史来看,大量商会直接脱胎于政府机关的改组,该类商会从人员到工作作风都与原机构无异,其人事、财务等也往往由政府所控制。商会要开展必要的工作往往需要求助于政府(谭燕等,2006),家族企业拥有商会资本很大程度上也是希望能够通过商会所提供的平台建立起企业与政府之间的桥梁。而且政府资本更具有稀缺性(胡旭阳和吴一平,2016)。因此在这种环境中,如果家族企业创始人已拥有政治资本,会更倾向于传承能够直接获得政府帮助的政治资本来帮助接班人获得非正式制度上的权威。
但是当创始人缺乏政治资本时,接班人接任商会领导的动力将大大提高。因为对于那些没有政治头衔的企业家来说,商会资本将成为企业重要的辅助性政治资源。商会作为政府职能的延伸,本身就具有官方或半官方的性质,家族企业创始人可以通过参与商会或行业协会来增加其接触政府部门或官员的机会,为企业在政府资源的分配、政策制定和实施中维护自身利益起到了重要的作用,从而有利于其社会地位的提高(高勇强等,2011)。所以此时家族企业有强烈的动机传承商会资本。当创始人缺乏政治资本时,商会将成为接班人培育关系网络的重要平台,此时接班人迫切希望可以进入商会这个平台。商会由一系列同行业或者同地区的企业组成,拥有大量的商业信息,可以提供合作机会、融资渠道和投资项目等,有助于企业拓展经营和市场。尤其当接班人缺乏足够的人脉,难以开展工作时,接班人亟需借助商会这一平台,积累社会资本和寻找商业机会。
据此我们进一步提出如下假设:
假设3:相较于拥有政治资本的创始人,缺乏政治资本的创始人传承商会资本的可能性更高。
三、研究设计(一)样本选择和数据来源
本文以沪深两市2007—2016年发生代际传承(包括已经完成代际传承)的上市家族企业为样本进行研究。如何界定家族企业依然是一个有争议的问题,本文参照学者苏启林和朱文(2003)、贺小刚和连燕玲(2009)、陈德球等(2013)、陈建林(2013)的方法,对家族企业界定标准如下:(1)最终控制者能追踪到自然人或家族;(2)最终控制者直接或间接持有的公司必须是被投资上市公司第一大股东。在保证数据准确性和客观性的基础上,对初始数据进行了如下处理:(1)剔除金融类上市家族企业;(2)剔除在观测年度为ST、*ST的上市家族企业;(3)剔除控制人为外资类、社会团体类、集体类和职工共同持股的上市家族企业;(4)剔除相关数据缺失或异常的观测值。参照胡旭阳和吴一平(2016)的方法,对进入代际传承的上市家族企业界定标准是创始人的子女(包括儿子、女儿、女婿和儿媳等)2016年末已经在公司的董事会或者管理层中任职的家族企业。满足上述条件的上市家族企业共443家,合计2 831个样本。回归时对连续变量进行了1%的缩尾。
本文的研究数据主要涉及三个层面:一是地区层面数据,主要依据王小鲁等(2018)发布的中国各地区市场化指数,若企业所在的省份高于或等于中位数,则定义为治理环境好的地区,反之则定义为治理环境差的地区;二是公司层面的数据,主要包括上市家族企业的上市年限、资产规模、固定资产比重、资产负债率、盈利水平、员工数量和企业代际传承等方面的数据;三是个人层面的数据,主要包括创始人参会议会和接班人参会议会、个人特征(包括年龄、性别、教育水平)等方面的数据,公司层面的数据除了企业代际传承外其余的数据来自国泰安数据库,其他层面数据主要通过手工方式进行收集,具体步骤如下:
1. 企业代际传承数据的收集
先从企业招股说明书和年报的董事与高管情况介绍中获得企业相关亲属的名称及亲属间的关系,再从国泰安数据库的高管个人资料中确定其是否在企业中担任董事或高管。如果在企业招股说明书和年报中没有直接提供这方面的信息,则参照胡旭阳和吴一平(2016)的方法,对于企业实际控制人年龄在50岁以上,且在招股说明书或者年报中有与其年龄差距在20岁以上的公司董事或高管,以“实际控制人姓名+年龄差距在20岁以上的公司董事或高管的姓名和子女(包括儿子、女儿、女婿和儿媳等)”为关键词进行网络搜索,确定企业代际传承的情况;对于年龄在50岁以下的实际控制人,通过网络搜索检测其是否为企业的接班人,确定企业代际传承情况。
2. 家族企业创始人或接班人个人层面数据的收集
从国泰安数据库的高管个人背景资料中查看其是否具有担任行业协会或商会的经历,如果背景资料中没有直接提供这方面的信息,则主要通过网络以“创始人(或接班人)姓名和行业协会或商会”为关键词进行搜索;其他创始人或接班人个人特征数据也是参照上述方法进行手工收集,即从国泰安数据库的高管资料中取得个人特征数据,如果数据缺失则从招股说明书或者年报的董事与高管情况介绍中获得,若仍缺失则以“创始人(或接班人)姓名和个人特征(包括年龄、性别、教育水平)”为关键词进行收集。
(二)模型设计和变量说明
为了检验上述理论假设1和假设2,本文借鉴相关文献的做法,建立如下Logit回归模型:
$\begin{aligned} Logit\left( {Scc} \right) =& {\beta _0} + {\beta _1}Fcc + {\beta _2}Suc + {\beta _3}Ltime + {\beta _4}Size + {\beta _5}Fasset + {\beta _6}Debt \\ &+{\beta _7}Roe + {\beta _8}Empl + {\beta _9}Fage + {\beta _{10}}Fedu + {\beta _{11}}Sage + {\beta _{12}}Ssex \\ & +{\beta _{13}}Sedu + {\beta _{14}}Ind + {\beta _{15}}Year + {\beta _{16}}Pro + {\beta _{17}}Market + \varepsilon \end{aligned}$ | (1) |
其中,Scc为接班人商会资本,Fcc为创始人商会资本,Suc为企业控制权代际转移,Ltime为企业上市年限,Size为企业资产规模,Fasset为企业固定资产比重,Debt为企业资产负债率,Empl为企业员工数量,Fage为创始人年龄,Fedu为创始人教育水平,Sage为接班人年龄,Ssex为接班人性别,Sedu为接班人教育水平,此外为了控制行业差异和年度差异,引入了行业虚拟变量Ind、年度虚拟变量Year、省份虚拟变量Pro和地区市场化指数虚拟变量Market,
为了检验上述理论假设3,本文借鉴相关文献的做法,在模型1的基础上引入创始人政治资本调节变量Fpc,当家族企业一代创始人担任人大代表或政协委员时定义为该企业当年创始人拥有政治资本(此时,Fpc赋值为1),否则为没有政治资本(此时,Fpc=0),并建立如下Logit回归模型:
$ \begin{aligned} Logit\left( {Scc} \right) =& {\beta _0} + {\beta _1}Fcc + {\beta _2}Fpc + {\beta _3}Fcc + {\beta _4}Suc + {\beta _5}Ltime + {\beta _6}Size + {\beta _7}Fasset \\ & +{\beta _8}Debt + {\beta _9}Roe + {\beta _{10}}Empl + {\beta _{11}}Fage + {\beta _{12}}Fedu + {\beta _{13}}Sage \\ & + {\beta _{14}}Ssex + {\beta _{15}}Sedu + {\beta _{16}}Ind + {\beta _{17}}Year + {\beta _{18}}Pro + {\beta _{19}} Market + \varepsilon \end{aligned} $ | (2) |
(一)描述性统计
表2是各变量的描述性统计情况。表2的数据显示,在所有沪深两市2016年末进入代际传承(包括已经完成代际传承)的上市家族企业中,12.7%的家族企业二代接班人拥有商会资本,35.7%的一代创始人曾经或者现在于商会中担任职务,40.2%的二代接班人已经在企业中担任总经理或者董事长,在个人特征方面,创始人的平均年龄均在58岁左右,而接班人平均年龄均在30岁左右,二代接班人教育水平均高于一代创始人,且接班人为男性占比约为70%。
变量类型 | 变量名称 | 符号 | 变量说明 |
被解释变量 | 接班人商会资本 | Scc | 虚拟变量,当企业接班人担任行业协会或商会会长时赋值为1,否则为0 |
解释变量 | 创始人商会资本 | Fcc | 虚拟变量,当企业创始人担任行业协会或商会会长时赋值为1,否则为0 |
控制权代际转移 | Suc | 虚拟变量,当企业二代接班人担任总经理或董事长时赋值为1,否则为0 | |
调节变量 | 创始人政治资本 | Fpc | 当企业一代创始人担任人大代表或政协委员时定义为该企业当年创始人拥有政治资本,否则为没有政治资本 |
控制变量 | 上市年限 | Ltime | 研究期当年减去企业上市年份 |
资产规模 | Size | 企业总资产的自然对数 | |
固定资产比重 | Fasset | 企业固定资产占总资产的比例 | |
资产负债率 | Debt | 企业总负债/总资产 | |
盈利水平 | Roe | 企业净利润/平均股东权益 | |
员工数量 | Empl | 企业雇佣员工总数的自然对数 | |
创始人年龄 | Fage | 研究期当年减去创始人出生年份 | |
创始人教育水平 | Fedu | 0=未披露,1=初中或中专及以下,2=高中或大专,3=本科,4=硕士,5=博士 | |
接班人年龄 | Sage | 研究期当年减去接班人出生年份 | |
接班人性别 | Ssex | 虚拟变量,男性为1,女性为0 | |
接班人教育水平 | Sedu | 0=未披露,1=初中或中专及以下,2=高中或大专,3=本科,4=硕士,5=博士 | |
行业 | Ind | 依据中国证监会行业分类标准,生成制造业和非制造业的虚拟变量 | |
年度 | Year | 控制年度固定效应 | |
省份 | Pro | 控制省份地区效应 | |
市场化指数 | Market | 依据各地区市场化指数,若企业所在地区市场化指数高于或者等于中位数,定义为治理环境好的地区,反之则为治理环境差的地区 |
变量 | 样本量 | 均值 | 标准差 | 最大值 | 最小值 | 中位数 |
Scc | 2 831 | 0.1272 | 0.3333 | 1 | 0 | 0 |
Fcc | 2 831 | 0.3568 | 0.4791 | 1 | 0 | 0 |
Suc | 2 831 | 0.4023 | 0.4905 | 1 | 0 | 0 |
Ltime | 2 831 | 7.5885 | 6.045 | 26 | 0 | 6 |
Size | 2 831 | 21.4843 | 1.075 | 25.3596 | 14.4797 | 21.416 |
Fasset | 2 831 | 0.2185 | 0.1443 | 0.9018 | 0 | 0.2015 |
Debt | 2 831 | 0.5129 | 2.2001 | 82.5596 | 0.0079 | 0.3815 |
Roe | 2 831 | 0.0877 | 0.75 | 23.7389 | −15.1441 | 0.0712 |
Empl | 2 831 | 7.1916 | 1.1935 | 11.7311 | 2.3026 | 7.2189 |
Fage | 2 831 | 57.7983 | 14.0034 | 90 | 0 | 60 |
Fedu | 2 831 | 1.8658 | 1.5634 | 5 | 0 | 2 |
Sage | 2 831 | 29.8608 | 16.5991 | 63 | 0 | 34 |
Ssex | 2 831 | 0.6945 | 0.4676 | 2 | 0 | 1 |
Sedu | 2 831 | 2.1505 | 1.7357 | 5 | 0 | 3 |
(二)回归分析结果
表3是家族企业商会资本代际传承影响因素的Logit模型回归结果。在模型1中,变量Fcc的系数为0.3764(1%水平上显著),表明创始人拥有商会资本将显著增加接班人拥有商会资本的可能性,假设1成立。在模型2中,加入了创始人政治资本(Fpc)这一调节变量,Fcc×Fpc的系数为−1.4716(1%水平上显著),说明缺乏政治资本的创始人,会更努力地将自身拥有的商会资本传承给接班人,显著增加接班人拥有商会资本的可能性,假设3成立。此外,无论是否加入创始人政治资本的调节变量,变量Suc的系数分别为1.2327(1%水平上显著)和1.2765(1%水平上显著),表明接班人担任公司董事长或总经理会显著促进其拥有商会资本的可能性,假设2成立。
变量 | 模型1 | 模型2 | ||
系数 | z值 | 系数 | z值 | |
常数项 | −8.3796*** | 4.67 | −8.4000*** | −4.49 |
Fcc | 0.3764*** | 2.72 | 0.9018*** | 3.97 |
Fpc | 1.1075*** | 5.19 | ||
Fcc×Fpc | −1.4716*** | −4.61 | ||
Suc | 1.2327*** | 8.84 | 1.2765*** | 8.81 |
Ltime | 0.0376** | 2.46 | 0.0346** | 2.42 |
Size | 0.0722 | 0.74 | 0.0769 | 0.76 |
Fasset | 0.4266 | 0.82 | 0.1075 | 0.19 |
Debt | 0.2557 | 0.74 | 0.3675 | 1.02 |
Roe | −0.9620 | −1.49 | −1.0073 | −1.55 |
Empl | 0.1781** | 2.38 | 0.1756** | 2.29 |
Fage | 0.0112** | 2.08 | 0.0103* | 1.89 |
Fedu | −0.1445*** | −3.26 | −0.2007*** | −4.39 |
Sage | 0.0265*** | 2.74 | 0.0274*** | 2.75 |
Ssex | 0.4705** | 2.40 | 0.4847*** | 2.57 |
Sedu | 0.3891*** | 8.82 | 0.3883*** | 8.28 |
Ind | 控制 | 控制 | ||
Year | 控制 | 控制 | ||
Pro | 控制 | 控制 | ||
Market | 控制 | 控制 | ||
调整的R2 | 0.2040 | 0.2184 | ||
样本数 | 2 831 | 2 831 | ||
注:*、**、***分别表示在10%、5%、1%水平上显著,下同。 |
(三)稳健性检验
1. 缩小样本
本文的核心问题在于探究家族企业二代接班人商会资本可否通过一代创始人商会资本实现代际转移。当然,在部分家族企业中,二代接班人通过自身的积累也可以获得相应的商会资本,如果普遍存在二代接班人所获得的商会资本是靠自身努力而不是从父辈那里传承而得这一现象的话,那么本文所提出的家族企业商会资本传承假设就无法成立,因此需要排除这种现象的可能性。家族企业二代接班人通过自身的努力获得商会资本往往是在其父辈已经完全退出企业后获得的,因为当父辈依然在企业中担任职务或者拥有股权时仍视为企业代际传承阶段。本文的研究样本截至2016年,因此将家族企业中在2016年底已经完成代际传承的样本剔除,在剩余的样本中包括二代尚未完全掌握控制权而一代仍然在企业中担任职务,此时由于一代仍然在企业中掌握控制权,因此企业的经济绩效并不能完全归因于二代接班人,其商会资本的来源也受到一代创始人的影响。在这种情况下若前述假设仍然成立,则可进一步确认在家族企业中二代接班人商会资本的获得是来源于代际传承的结果。表4列示了在剔除已经发生代际传承后的样本所进行的Logit模型回归结果,模型1结果显示,Fcc的系数为0.2844(10%水平上显著),说明创始人商会资本增加了接班人获得商会资本可能性,假设1仍成立。模型2显示,Fcc×Fpc的系数为−1.4831(1%水平上显著),表明创始人同时拥有政治资本和商会资本时,对商会资本的传承重视度降低,当创始人没有政治关联时,会更致力于传承其商会资本,假设3仍成立,说明创始人所拥有的政治资本确实对商会资本的代际传承产生影响。且在这两种情况下变量Suc的系数分别为1.1270(1%水平上显著)和1.1703(1%水平上显著),表明接班人担任公司董事长或总经理会显著促进其拥有商会资本的可能性,假设2仍成立。
变量 | 模型1 | 模型2 | ||
系数 | z值 | 系数 | z值 | |
常数项 | −8.6421*** | −4.24 | −8.1579*** | −3.81 |
Fcc | 0.2844* | 1.93 | 0.7707*** | 3.40 |
Fpc | 1.2574*** | 5.60 | ||
Fcc×Fpc | −1.4831*** | −4.53 | ||
Suc | 1.1270*** | 7.55 | 1.1703*** | 7.49 |
Control Variables | 控制 | 控制 | ||
Ind | 控制 | 控制 | ||
Year | 控制 | 控制 | ||
Pro | 控制 | 控制 | ||
Market | 控制 | 控制 | ||
调整的R2 | 0.1930 | 0.2117 | ||
样本数 | 2 539 | 2 539 |
2. 更改因变量和自变量
前面的因变量只是考虑了创始人和接班人是否拥有商会资本,没有考虑商会资本的等级。那么,是否存在创始人所拥有的商会资本等级越高,接班人也拥有越高等级的商会资本的现象。因此本文依据商会的等级,对创始人和接班人的商会资本进行赋值,建立如下Ologit回归模型来进行探究:
$ \begin{aligned} Ologit\left( {Scc} \right) = & {\beta _0} + {\beta _1}Fcc + {\beta _2}Suc + {\beta _3}Ltime + {\beta _4}Size + {\beta _5}Fasset + {\beta _6}Debt \\ & + {\beta _7}Roe + {\beta _8}Empl + {\beta _9}Fage + {\beta _{10}}Fedu + {\beta _{11}}Sage + {\beta _{12}}Ssex \\ & +{\beta _{13}}Sedu + {\beta _{14}}Ind + {\beta _{15}}Year + {\beta _{16}}Pro + {\beta _{17}}Market + \varepsilon \end{aligned}$ | (3) |
$ \begin{aligned} Ologit\left( {Scc} \right) = & {\beta _0} + {\beta _1}Fcc + {\beta _2}Fpc + {\beta _3}Fcc \times Fpc + {\beta _4}Suc + {\beta _5}Ltime + {\beta _6}Size +{\beta _7}Fasset \\ & + {\beta _8}Debt + {\beta _9}Roe + {\beta _{10}}Empl + {\beta _{11}}Fage + {\beta _{12}}Fedu +{\beta _{13}}Sage +{\beta _{14}}Ssex \\ & + {\beta _{15}}Sedu + {\beta _{16}}Ind + {\beta _{17}}Year + {\beta _{18}}Pro + {\beta _{19}}Market+ \varepsilon \end{aligned}$ | (4) |
结果如表5所示,在不考虑创始人是否拥有政治资本的情况下,变量Fcc的系数为0.1118(1%水平上显著),表明当创始人所拥有的商会等级越高,越会显著促进接班人拥有商会资本的可能性,假设1成立;交乘项Fcc×Fpc的系数为−0.4076(1%水平上显著),表明当创始人没有政治关联时,创始人商会资本将显著增加接班人拥有商会资本的可能性,假设3成立;此外,变量Suc的系数分别为1.2038(1%水平上显著)和1.2145(1%水平上显著),表明接班人担任公司董事长或总经理会显著促进其拥有商会资本的可能性,假设2成立。
3. 接班人商会资本滞后回归
考虑到接班人拥有商会资本存在滞后性,创始人拥有的商会资本不一定会在当年就进行传承,所以本文将接班人商会资本分别进行滞后一期和滞后两期的处理进行回归,所得结果仍然证明了原假设。
变量 | 模型3 | 模型4 | |||
系数 | z值 | 系数 | z值 | ||
Cut | Cut1 | 9.0512*** | 5.23 | 9.6307*** | 5.22 |
Cut2 | 9.1296*** | 5.27 | 9.7100*** | 5.26 | |
Cut3 | 9.3794*** | 5.42 | 9.9617*** | 5.40 | |
Cut4 | 10.1241*** | 5.85 | 10.7069*** | 5.81 | |
Fcc | 0.1118*** | 2.81 | 0.2950*** | 4.09 | |
Fpc | 0.8235*** | 4.50 | |||
Fcc×Fpc | −0.4076*** | −4.51 | |||
Suc | 1.2038*** | 9.02 | 1.2415*** | 8.96 | |
Control Variables | 控制 | 控制 | |||
Ind | 控制 | 控制 | |||
Year | 控制 | 控制 | |||
Pro | 控制 | 控制 | |||
Market | 控制 | 控制 | |||
调整的R2 | 0.1463 | 0.1548 | |||
样本数 | 2831 | 2831 |
4. 企业控制权代际转移变量的替换
主假设中对接班人权威的定义是担任董事长或总经理,但根据已有文献,两职合一可以进一步反映高管的正式和非正式权威(赵晶和祝丽敏,2018),因此本文重新定义了企业控制权代际转移变量suc,即接班人同时担任董事长和总经理。实证结果仍然证明了原假设,说明商会资本传承的时机通常是二代建立了一定的企业正式权威后。
5. 内生性检验
考虑到存在遗漏变量带来的内生性问题可能对本文的结论产生影响,本文采用Rosenbaum和Rubin(1983)提出的倾向评分配比法(PSM)来进一步分析遗漏变量产生的可能影响,结果如表6所示。结果表明,与一代没有商会资本相比,一代拥有商会资本的家族企业其二代接班人拥有商会资本的可能性显著提高;同时,与二代不担任公司董事长或总经理相比,二代担任董事长或总经理会促进其拥有商会资本的可能性。
匹配方法 | Kernel | Local line regress
(bandwith=0.5) |
Radius matching
(caliper=0.05) |
|
假设1:创始人商会资本将增加接班人拥有商会资本的可能性 | 处置组 | 0.3039 | 0.3039 | 0.3039 |
对照组 | 0.4046 | 0.4027 | 0.4049 | |
平均处置效应(t值) | −0.1008***(−4.99) | −0.0989***(−3.61) | −0.1010***(−5.01) | |
假设2:接班人担任公司董事长或总经理会促进其拥有商会资本的可
能性 |
处置组 | 0.2346 | 0.2346 | 0.2346 |
对照组 | 0.0762 | 0.0793 | 0.0775 | |
平均处置效应(t值) | 0.1584***(8.53) | 0.1553***(5.58) | 0.1570***(8.53) |
另外为了剔除内生性问题的影响,本文采用Heckman两阶段法,选取当年当地的人口出生率(Birth)作为工具变量进行第一阶段的估计,并将第一阶段回归中得到的逆米尔斯指数(IMR)加入到第二阶段的回归方程中进行估计。本文参考黄海杰等(2018)和Xu等(2015)的研究思路,选择了人口出生率(Birth)作为工具变量。本文之所以选择人口出生率作为工具变量,主要是基于以下三个理由。首先,人口出生率作为一种外生的自然现象,与个体企业的企业价值没有直接关系。其次,人口出生率会影响家族成员数目,人口出生率越低的地区,家族成员介入企业管理层的可能性越低(黄海杰等,2018;Xu等,2015);反之,人口出生率越高的地区,家族成员数目越大,家族成员介入企业管理层的可能性越大,上市公司拥有家族高管的几率越大,这为公司家族高管积累商会资本奠定了基础。最后,人口出生率反映了当地传统文化信念的强弱,“养儿防老”是中国儒家文化的传统信念(郭庆旺等,2007),经济发展和教育水平提升会改变传统的生育观念,降低人口出生率(任栋等,2015),反之,在人口出生率越高的地区,意味着该地区的传统宗族观念和乡土文化意识越强。而现有研究显示,传统文化信念有助于商会的发展,周泓(2013)发现,宗族与商会规划有紧密的联系,而商会的发展意味着宗族圈层的扩大;黄冬娅等(2018)的研究发现,人际网络是商会成立的重要组织力量,其中,乡缘网络的作用尤为重要。因此,传统文化信念可以为商会发展提供良好的外部成长环境,从而有利于家族高管构建更强的商会资本。
从表7中可以看到,在控制了样本的相关变量后,变量Fcc的系数为0.3732,在1%水平上显著,表明创始人拥有商会资本将显著增加接班人拥有商会资本的可能性。
变量 | 第一阶段 | 第二阶段 | ||
系数 | z值 | 系数 | z值 | |
常数项 | −5.8689*** | −7.86 | 16.2664* | 1.78 |
Fcc | 0.3732*** | 2.70 | ||
Birth | 0.0237* | 1.69 | ||
Suc | −0.3502*** | −5.83 | 2.4836*** | 5.08 |
IMR | −5.1274*** | −2.75 | ||
Control Variables | 控制 | 控制 | ||
Ind | 控制 | 控制 | ||
Year | 控制 | 控制 | ||
Pro | 控制 | 控制 | ||
Market | 控制 | 控制 | ||
调整的R2 | 0.0954 | 0.2087 | ||
样本数 | 2 831 | 2 831 |
(一)商会资本传承的门槛效应
在不同的层级上,政府向商会提供的政治机会结构是不同的,在更高层级上政府可为商会提供更制度化的机会,商会的等级越高,政府向其咨询的机会更多,二者的紧密程度也越大(纪莺莺,2015)。因此,本文进一步区分其所在商会的等级,考察商会资本的传承是否具有门槛效应。
本文引入2个虚拟变量Fcc1和Fcc2来替代Fcc,它们分别表示家族企业一代创始人担任省级以上(包括省级)商会和市级商会,分析创始人的商会资本等级对接班人商会资本代际传承的影响,进一步检验理论假设是否成立。表8列示了在考虑一代创始人商会资本的等级后对商会资本代际传承的影响,结果显示,当创始人拥有省级以上商会资本时,变量Fcc1的系数为0.6313(1%水平上显著);当创始人拥有市级商会资本时,变量Fcc2的系数为−0.7370(5%水平上显著),这表明当创始人拥有不同等级的商会资本时,企业接班人所拥有的可能性并不相同,只有当创始人拥有省级以上商会资本时才会显著促进接班人拥有商会资本的可能性,而当创始人拥有地级市商会资本时则会显著抑制接班人拥有商会资本的可能性,可能的原因是地级市商会资本较为普遍,不足以成为稀缺的资源得以传承。从创始人政治资本和商会资本的交乘项Fcc×Fpc来看,也基本验证了当创始人同时拥有政治资本和商会资本时,将更重视政治资本的传承,而当创始人仅拥有商会资本时,会显著促进接班人拥有商会资本的可能性。
变量 | 创始人拥有省级以上(直辖市)商会资本 | 创始人拥有地级市商会资本 | ||||||
系数 | z值 | 系数 | z值 | 系数 | z值 | 系数 | z值 | |
常数项 | −8.0245*** | −4.53 | −7.9795** | −4.37 | −8.8019*** | −4.85 | −7.8589*** | −4.29 |
Fcc1 | 0.6313*** | 4.29 | 1.2433*** | 5.14 | ||||
Fcc2 | −0.7370** | −2.60 | −0.8722 | −1.49 | ||||
Fpc | 0.8086*** | 4.44 | 0.6373*** | 4.40 | ||||
Fcc×Fpc | −1.3317*** | −4.27 | −0.1432 | −0.21 | ||||
Suc | 1.2962*** | 8.96 | 1.3449*** | 8.97 | 1.2139*** | 8.80 | 1.2664*** | 8.63 |
Control Variables | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | ||||
Ind | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | ||||
Year | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | ||||
Pro | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | ||||
Market | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | ||||
调整的R2 | 0.2091 | 0.2202 | 0.2039 | 0.2133 | ||||
样本数 | 2 831 | 2 831 | 2 831 | 2 831 |
(二)家族企业商会资本传承对企业价值的影响
Hoffman等(2006)首次运用家族资本解释家族企业竞争优势的形成,具体来说,家族资本镶嵌在家族成员个体和家族成员之间,具有难以模仿性;其次,家族资本能够让家族成员以较低的交易成本相互交流信息,缓解信息不对称问题。进一步的,Nahapiet等(1998)、Danes等(2009)和Dyer等(2014)认为家族资本可以分为人力资本、社会资本和财务资本。其中,人力资本是家族成员的技能、能力和态度集合;财务资本是家族成员间所享有的资金支持;社会资本是家族成员间的内外部网络,包括家族文化、家族愿景、社会任职、商务关系等。商会资本作为家族企业社会资本的重要组成部分,在企业的发展过程中起到重要的作用。
特别是在复杂多变的环境中,企业所掌握和可运用的资源是其核心竞争力的保证,企业所拥有的信息渠道越多,越能够在发展中提升公司的价值。商会作为以企业间相互信任为基础所自发组成的组织,能够为企业间建立和保持长期稳定的交流、学习机会,为企业实现信息、知识共享创造条件。创始人将商会资本传承给接班人后,可以延续其人脉网络,搭建行业内外的资源桥梁;同时一二代都在商会任职能够提升企业的行业协会地位,并且作为商会的老成员获取和掌握更多的信息,缓解由于信息不对称所引起的决策失误,做出正确的战略决策,影响企业的未来发展。所以商会资本的传承会对企业价值产生良好的正向影响。由此本文将商会资本传承(Cc)作为解释变量,即商会资本发生传承后的年份均赋值为1,未发生传承则赋值为0。商会资本传承的定义是:首先找出创始人拥有商会资本的样本,然后二代开始拥有商会资本的年份就赋值为1,表示商会资本发生传承。
借鉴相关文献的做法,建立如下回归模型:
$\begin{aligned} Value = & {\beta _0} + {\beta _1}Cc + {\beta _2}Suc + {\beta _3}Ltime + {\beta _4}Size + {\beta _5}Fasset + {\beta _6}Debt + {\beta _7}Roe \\ & + {\beta _8}Empl + {\beta _9}Fage + {\beta _{10}}Fedu + {\beta _{11}}Sage + {\beta _{12}}Ssex + {\beta _{13}}Sedu \\ & +{\beta _{14}}Ind + {\beta _{15}}Year + {\beta _{16}}Pro + {\beta _{17}}Market + \varepsilon \end{aligned} $ | (5) |
考虑到商会资本传承时企业价值的影响可能存在滞后性,因此,本文同时对企业价值(Value)这一被解释变量进行滞后一期处理,结果如表9所示。Cc的系数分别是0.1102(1%水平上显著)和0.0728(10%水平上显著)。说明商会资本的传承会实现企业价值的提升。
变量 | Value当期 | Value滞后一期 | ||
系数 | t值 | 系数 | t值 | |
常数项 | 11.7010*** | 46.32 | 11.7535*** | 38.44 |
Cc | 0.1102*** | 3.17 | 0.0728* | 1.73 |
Suc | −0.0462** | −2.44 | −0.0408** | −1.69 |
Control Variables | 控制 | 控制 | ||
Ind | 控制 | 控制 | ||
Year | 控制 | 控制 | ||
Pro | 控制 | 控制 | ||
Market | 控制 | 控制 | ||
调整的R2 | 0.7558 | 0.6965 | ||
样本数 | 2 638 | 2 140 |
在中国经济转型和家文化传统的双重影响下,家族企业创始人在企业中会扮演不同的角色,一方面创始人作为企业的经营者,追求企业利益最大化是让企业长青的基础;另一方面创始人作为家族的权威者,如何将父辈中所拥有的资本传承给下一代,为企业带来更多非经济价值是家族企业发展所必须面对的问题之一。本文以2007—2016年发生代际传承的上市家族企业作为研究样本,探究家族企业商会资本的代际传承影响问题,研究发现:创始人拥有商会资本将显著增加接班人拥有商会资本的可能性;尤其是当创始人缺乏政治资本时,商会资本传承的可能性更高;当接班人担任董事长或者总经理后,也将显著增加其拥有商会资本的可能性。进一步研究发现,家族企业商会资本的代际传承具有门槛效应,只有当创始人拥有省级以上商会资本时上述结论才依然成立,而且商会资本传承有助于提升企业价值。
本文的研究结论具有以下现实启示意义:(1)家族企业可以借助商会的平台传承社会资本。创始人专用性资产的传承是代际传承的难点问题,本文的研究结论证实了家族企业商会资本传承的现实可能性,为我国家族企业代际传承的途径研究提供了新的证据。(2)家族企业要实现商会资本的顺利传承,需要准备相应的基础条件。首先,从传承时机来说,应该在接班人接任公司主要负责人期间启动商会资本传承,此时接班人具备了传承商会资本的合法性;其次,从创始人的角度来说,担任具有影响力的商会的管理者有助于其传递商会资本。(3)商会资本传承有助于提升企业价值,家族企业需要重视商会资本的传承问题。
但是,本文也存在以下不足之处。首先,本文主要关注了家族企业商会资本传承的现象和影响因素,没有深入探讨商会资本传承对家族企业各方面的影响作用。其次,本文只是关注了家族政治资本对商会资本传承的调节效应,没有进一步深入挖掘家族政治资本是通过何种路径来影响商会资本,也没有进一步探讨其他家族资本和商会资本之间的关系。因此,未来可以从这两个角度展开进一步的研究。
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