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家族治理的现代转型:家族涉入与治理制度的共生演进*

更新时间:2009-03-28

引言

家族企业超越传统的裙带关系、家长制权威以及家族意志对于企业的干预,是家族企业向现代公司组织转型的关键所在,其根本在于用正式制度对家族权力的治理。不可否认,非正式的关系治理在一定时期内有助于减少代理成本、降低交易费用,提高家族企业的经济效率和价值,但随着组织规模的扩大以及时间的演进,正式制度的缺位可能使得家族企业的治理陷入困境。众多事实表明,家族企业一直受到家族血缘等裙带关系的干扰,依靠身份地位所形成的非正式权威和非正式流程来影响决策,这可能会降低现代组织的治理效率和绩效水平。因此,理性的家族企业正积极地在组织内寻求设立正式的治理结构和政策规则等,这些正式的治理制度不仅在家族内部得到认同,同时也是家族企业作为正规组织的一个重要组成部分。进一步看,现代企业的有效治理很少单独依靠正式的契约治理或非正式的关系治理,更多凭借两者的协同治理。比如,Mustakallio等[1]发现,在家族企业中,非正式的关系治理和正式的契约治理同时对绩效产生作用,且是相互补充的。因此,如何在组织中建立有效的正式治理制度与非正式的关系治理,使二者形成协同作用,成为家族企业治理现代转型的关键。

本文的基本假设是:现代组织是一个正式治理制度和非正式关系治理相互作用、共存和共演的混合体,[2]身份地位以及关系网络在家族企业等正规组织中被赋予合法性的特权和私人利益,是其治理效率和绩效水平受到制约的根本原因。对这一特权和私人利益治理制度的正规化,成为决定家族企业能否发挥工具性价值并成功实现现代转型的核心问题。在此基础上,本文基于第九次全国工商联私营企业家抽样调查数据库发现:随着组织规模的扩大和时间的演进,非正式的关系治理(家族的涉入以及个人权威控制)将与正式家族治理制度的建构呈现明显的齐头并进关系。从动态性视角看,外部制度环境的变迁提升了家族企业制定正式治理制度的意愿。同时,组织可持续成长意愿是推动制度转型的重要力量,具有传承意愿的家族企业更倾向于建立正式的家族治理制度,这也是家族企业治理实现现代转型的制度化保障。随着时间的演进,非正式的关系治理与正式治理制度的共生性显著提升了企业的绩效水平。这意味着,家族企业现代转型趋势明显,对家族关系治理的制度性约束提高了组织的市场绩效,显然增强了家族企业向现代正式制度转型的动力。由此,在理性假设下,家族企业治理的现代转型符合市场化效率竞争原则的战略导向。

一、理论分析与假设

1. 非正式的关系治理:家族涉入和个人权威控制

在家族企业中,非正式的关系治理在组织中具有不可忽视的意义,能够使企业委托代理双方目标达成一致,进而减小代理成本,降低交易费用。尤其是在外部制度环境不完备或企业的创业初期,关系治理更是具有其特殊的意义。因此,非正式的关系治理普遍存在于中国家族企业,并因为家族的涉入而带有很强的关系性特征,[3]集中表现为个人所具有的非凡品质之上的魅力型权威,是一种非正式的、人格化的关系治理形式,其核心在于以血缘和亲缘为纽带的家族内部权力分配与制衡。

具体而言,非正式的关系治理由两类因素组成,一类是结构因素,另一类则是建立在个人权威基础上的关系性因素。就结构因素来看,关系治理主要通过非正式网络化控制和领导人的魅力等非正式结构来实现,如在家族企业中普遍存在的家族涉入。[4]中国的正式制度中有着极高的个人决策随意性,一般来说家族涉入越大,其家族非正式干预和关系治理也越强。而就关系性因素而言,在华人家族企业中,创业者及其他家族成员通常具有较高的家族权威,这一权威衡量了家族成员对企业重大决策和治理结构的控制,[5-7]主要通过身份、地位等差序化的个人权威进行资源配置和家族治理。因此,在本文中,家族企业的关系治理主要通过家族的涉入以及个人的权威控制这两种非正式机制实现。

2. 家族治理制度

正式制度是人们有意创造的一系列规则,这些规则是正式的和非人格化的,不因个体特征和意志而变化。在家族企业中,正式治理制度意味着家族企业注重企业运营和管理的专业化和制度化,强调以契约治理取代或作为关系治理的补充。从这个意义上来说,家族治理制度的建立是对家族及泛家族化的非正式关系网络和身份权威进行正式的治理或约束,用具有普遍性意义的“法”而非人格化的身份地位以及人际关系来治理正规组织。因为只有在这一正式制度的约束下,家族的特权和私人利益对现代组织理性价值的替代或负面作用才可能被减弱或消除。李新春等[8]发现,随着企业的成长,家族企业将在组织内部制定正式的治理结构和政策规则等(如家族委员会、家族议会、家族宪法和信托制度等),与其作为市场的运营组织和治理并行不悖地运行。

3. 家族企业治理的现代性转型:非正式关系治理与家族治理制度的共生演进

ABO血型在临床接触较广,属于常见遗传学标志,有研究指出,ABO血型基因位点和冠心病疾病的形成存在密切关联,且各血型间糖基转移酶活性差异为该疾病发生的重要机制[3]。而进一步研究不同血型与心血管疾病的关联性与作用机制,对日后防治心血管疾病以及评估预后方面具有重要意义。

本文将家族涉入和个人权威控制作为非正式的关系治理机制,考察在家族企业成长和转型中,其与正式家族治理制度之间的共生和演进关系,这一演进关系尤其受到外部制度环境和市场竞争力量的影响。具体而言,家族企业治理的现代性转型受到两个方面力量的推进:一是企业内部的自我转型动力。随着二代企业家的进入,我国家族企业中的制度化管理将被更多地融入非人格化管理的成分,这一过程既受到全球化市场竞争的组织趋同效应影响,同时也是家族企业持续成长所必须的。另一个则是外部制度环境的不断完善。法律、规范和竞争秩序为企业生存发展提供制度合法性,这一合法性通过规制、规范和主流价值体系的建构而推动企业治理的现代性转型。进一步,组织可持续成长意愿也是推动制度转型的重要力量,比如具有长期成长意愿的家族企业将在企业内部积极建立对于非正式身份地位和权威的约束机制,以发挥正式制度和非正式制度的协同治理作用。因此,就“演进”而言,本文主要从过程演进、外部环境变化导致的演进,以及组织自身的战略目标设定如成长意愿驱动的演进机理进行了分析;而就“共生性关系”而言,现代企业的有效治理很少单独依靠正式的契约治理或非正式的关系治理,更多凭借二者的协同治理。在此基础上,本文将考察非正式关系治理和正式家族治理制度的相互作用对于绩效的影响。

本文首先以“治理制度”、“家族股权继承制度”、“家族股权转让制度”、“家族成员聘用制度”为因变量(这些变量均为二分变量,故采用Logistic回归),以关系治理(家族涉入和非正式决策管理)、家族传承意愿、制度变迁分别为自变量进行回归。随后,以企业绩效为因变量,利用治理制度和关系治理控制的交互项进行回归检验。所有回归方程均进行了多重共线性检验,表明不存在严重的多重共线性问题。本研究采用STATA12.0进行数据处理和分析。

4. 研究推论和实证假设

在创业初期或制度规则普遍缺失的情境下,非正式的关系治理与正式的制度安排一样能够有效提高家族企业的治理效率和价值。首先,基于血缘和亲缘关系的非正式关系有助于将分散的家族成员凝聚在一起,确保组织的有序运行。这种关系治理既能够促使家族成员关注企业的长期存续与发展,同时可以削弱他们的自利性寻租动机以及其他机会主义行为,进而降低家族企业运营中的代理成本和交易成本。[9]其次,由家族涉入引致的利他主义倾向使得家族成员表现出更强的组织承诺和忠诚,一方面可以确保企业内部资源和信息的畅通并避免关键资源的流失,另一方面还有助于企业获得银行贷款、客户关系和政治关系等外部资源。[10]最后,非正式的关系网络和家族权威不仅可以帮助家族企业获得经济利益,同时还起到保护家族声誉、家族地位和身份等社会情感财富的作用。[11]因此,关系治理使家族企业在一定条件下成为一种富有效率的组织形式,在一定程度上降低了企业的代理成本并提高了代理效率。

综合实践活动课程与学科课程有着很大的不同,综合实践活动课程超越了学科系统学习的界限,尤为重视生活中问题的解决,而非文本知识的习得;尤为重视实践体验和直接经验的积累,而非理论和简介知识的学习;尤为重视综合知识的把握和运用,而非知识的分化;尤为重视实践能力和创新能力的培养,而非单纯认知能力的提升;尤为重视学习和解决问题的过程,而非学习和问题解决的结果。这样的学习能力凸显了实践性学习的特征,与学科课程的实施相互补充,相得益彰。

虽然家族成员间基于特殊关系建立起的关系治理模式在创业初期发挥了积极作用,但是随着组织规模的扩大以及时间的演进,这一治理机制产生的边际效用将越来越低,甚至还有可能产生负效应。[12,13]首先,过于强化关系网络容易任人唯亲而非任人唯贤,加大了家族成员与外部人之间的矛盾与冲突,进而导致家族与非家族成员间交易成本的上升以及优秀人才的流失。其次,过度的家族涉入往往意味着抵制外部投资者进入,进而无法通过内部治理机制对家族成员进行有效的监督和制衡,[14]削弱了家族企业经营与治理效率。最后,为了维持和增强权威控制,家族企业中董事会和重要管理岗位往往充斥着家族成员,他们的社交对象基本相同,进而其社会网络具有同质性,导致他们无法为家族企业带来充分的异质性社会资源,[15]进而阻碍企业持续成长。

综上,适度的非正式关系治理有利于治理效率和价值提升,但对其过度依赖又会对家族企业造成不利影响。尤其随着家族企业规模的扩大以及经营时间的延长,如果继续强化创业家族的关系治理,对于家族企业的持续成长是非常不利的。[16]此时,组织对身份和地位赋予的合法性特权和私人利益,突破或破坏正式制度产生的激励和传染效应会迅速扩展到整个组织,可能导致企业的最终失败。因此,无论是基于维持企业的存续经营还是保存家族的社会情感财富,[11,17,18]寻求建立家族治理的制度化隔离来打破这一替代作用,进而保持家族后代跨代创业和持续创业,成为约束非正式关系治理的有效手段。贺小刚等[19]发现,通过设立正式的董事会制度有助于制衡家族权威,并对企业绩效起到积极作用。Aronoff[20]则进一步发现,随着组织的成长,家族企业的治理特征将从非正式的、主观的和家长式的逐渐转为正式的、客观的和专业化的。现实企业发展的经验也表明,随着组织规模和时间的演进,家族企业也将积极寻求在组织内设立正式的家族治理结构和政策规则等,与其作为市场的运营组织和治理并行不悖地运行。[8]此时,家族企业可能更愿意使基于人格化的权威身份和地位成为具有非人格化法理权威的正式治理制度的必要补充而非替代,进而寻求对家族治理更有约束性的制度。据此,我们提出推论1以及由此给出的分析性假设1:

沙三段9砂组多以含粉砂细砂岩为主,砂岩粒径一般为0.11~0.28mm,粒度中值平均0.16mm,C值平均0.43mm。岩石类型以含泥质不等粒岩屑长石砂岩为主,碎屑成份中石英含量占35.7%、长石含量37.2%、岩屑含量27.0%,砂岩分选差,磨圆度为次棱状,反映出储层结构成熟度和成分成熟度较低,是近距离快速沉积的产物。依据岩心样品分析资料,9砂组平均孔隙度14.2%,平均渗透率0.91×10-3μm2,属于低孔超低渗储层。Y34-100取心分析化验资料显示,黏土矿物总含量11.1%,其中伊利石居多,含量占93%。

推论1:随着组织规模和时间的演进,非正式的关系治理将与正式家族治理制度的建构呈现出明显的齐头并进关系

注浆可沿隧道方向分段进行,根据类似工程的经验,注浆压力控制在0.2 MPa以内,注浆量为待加固土体体积的10%~20%,则对于粉质黏土、粉细砂地层,单孔单位长度注浆量约为0.2 m3,对于中、粗砂地层,单孔单位长度注浆量为0.5 m3,具体的数值应根据现场情况确定。

H1:随着组织规模的扩大和时间的演进,非正式关系治理越强,家族企业越倾向于在组织中建立正式的家族治理制度

家族权威控制与配置机制在很大程度上受制于外部制度环境。[21] Ahlstrom等[22]认为,对于中国家族企业而言,制度变迁为其带来了巨大挑战,既要遵守原有制度下的行为规则,又要根据新的制度安排进行必要的调试以应对制度压力。Gomez-Mejia等 [23]甚至发现,家族企业往往将制度变迁看作一种对家族影响的威胁,因为制度变迁加大了市场环境的不确定性,增加了准确进行战略决策的难度。进一步看,快速的制度变迁还为国内外企业加入行业竞争打开了大门,加剧了市场竞争。结果市场交易更加注重正式契约与规则,而非关系交换和社会网络,[24]非正式的关系治理逐渐被正式制度所替代,即制度变迁将带来市场化战略价值的提升以及非市场战略意义的减弱。另一方面,制度变迁还将改变家族企业获取资源的合法性基础。在正式规则普遍缺失的环境下,信任、互惠和社会网络有助于家族企业获取必要的资源,以应对制度漏洞。[10]而随着制度变迁的加快、正式规则的稳步建立、外部经理人和资本市场的逐步完善,家族创业者获得的行业地位和业绩是更为市场化的指标。同时,外部人力资本和投资(风险投资和战略投资者等)涉入参考的标准将更加依赖于公司治理结构和正式制度的规范性和完善性,而非简单的人际关系网络。

因此,由制度变迁带来正式规则的完善,将使市场交易更多地依靠价格反映市场信号的资源配置机制。客观上,制度变迁将倒逼家族企业对过于依赖权威和人格化的治理机制进行去制度化,以应对制度压力。[25]主观上,家族企业需要及时进行内部调试以适应快速变化的游戏规则。[26]进一步讲,随着我国家族二代的进入,制度化管理将被更多地融入非人格化管理的成分,因为正式制度是组织持续发展的根本保障。事实上,国内发展较好的家族企业越来越普遍地在朝这个方向发展。[27]因此,随着制度变迁速度的加快,正式的法律、规范和竞争秩序逐渐成为企业生存和发展的制度合法性来源,遵从制度规范则成为组织竞争和绩效的重要保证和来源。[28]此时,以理性科学精神为基础的非人格化的法理权威和正式制度将被家族企业逐步重视和建立。据此,我们提出推论2以及由此给出的分析性假设2:

推论2:外部制度环境的完善化有利于家族企业现代性转型

颜晓晨记得他们在一起的那一天是九月十六日,他提出分手是十月二十八日,期间她要打工学习,他十一和父母去了趟国外旅游,其实,他们真正约会的日子很少。似乎,还没等颜晓晨进入状态,沈侯就发现错了,喊了停!突然之间,颜晓晨心情很低落,把手机还给沈侯,开始认真听课。

H2:制度变迁速度越快,家族企业越倾向于在组织中建立正式的家族治理制度

(4)关系治理、家族治理制度与企业绩效

但不少事实表明,虽然二代比父辈有更高的学历和国际视野,但往往面临着“少主难以服众”的尴尬局面。[31]因为权威的建立和继承并非一蹴而就,尤其是个人权威和能力权威,不仅需要继任者的努力,还需要其他家族成员与创业元老的认可。更为关键的是,这些基于经验和人格化的权威无法直接从一代创业者身上获得,加之创业经验的缺乏,使得二代难以获得组织成员的认可与追随,由此造成的权威失落[27]使家族企业面临传承失败的风险。另一方面,家族企业是通过与身份、地位相关联的权威来治理的,倘若公司的治理结构未得到有效改善,在交接班的过渡期,企业将面临家族成员内部竞争与资源耗散、利益小团体形成、职业经理人形成内部人控制以及创业元老对继任者的认同危机等不利因素,这也是家族权威在改变、适应和巩固过程中不可避免的问题。

综上所述,本研究发现,BI评分90分以上的高龄ACS患者的临床转归较好,评分70~90分者的临床转归接近90分以上者,而评分70分以下者心血管事件和出血事件较多。因此,对于BI评分70分以下的75岁以上ACS患者,进行介入治疗前应仔细权衡风险与获益。然而,本研究样本量较小,且为非随机对照研究,结论须进一步的前瞻性、随机对照研究来验证。

本文各个具体变量的界定和设计如表1所示。

推论3:具有持续成长意愿(如传承意愿)的家族企业将寻求对关系治理更有约束性的正式治理制度

H3:家族传承意愿越强,家族企业越倾向于在组织中建立正式的家族治理制度

结语 大量的临床试验证据,特别是近期的临床Ⅲ期试验表明bempedoic acid适用于需要额外降低LDL-C的动脉粥样硬化患者或有家族性高胆固醇血症的高危人群,特别是那些他汀类不耐受患者及2型糖尿病患者。bempedoic acid不仅可以单独使用,也可以与他汀类药物或依折麦布联用。是小分子化合物,生产成本远比大分子的PCSK9抑制剂低廉,有良好的价格优势。动物实验显示,ACL有促进生长和发育的功能,基因敲除ACL的小鼠在发育早期死亡[24],抑制ACL对人体有无潜在的风险目前并无定论,通过抑制ACL来调控胆固醇水平的可行性和安全性还需要深入观察和验证。

作为宏观经济载体的企业,其内部正式制度的制定和实施必然是企业绩效提升的保障。在西方,尽管家族的身份地位独特性或多或少地被赋予合法性,但其获取私人利益时有一系列正式制度加以约束,以使组织不受或少受到影响。这实际上是在保证企业组织不被家族特权侵蚀的前提下,通过非人格化的正式制度来规范和约束人格化的地位与身份,进而保持家族团结、传承等社会情感财富的有效手段。

在中国,身份地位和非正式的关系网络在组织更大范围内发挥作用,其作为私人利益的特权被正式或非正式地予以确认,对于这一非正式制度的约束很少是正式发挥作用的。结果是,人格化的因素不仅在非正式制度上同时也在正式制度中渗透,形成对正规组织的负向作用。但随着制度变革的推进,市场机制将削弱再分配体制在资源配置中的作用,并破坏先前企业生存和成长的制度基础,[38]基于人格化的制度安排逐渐被制度化、非人格化的市场竞争规则取代,正式制度将越来越多地发挥作用,市场竞争策略也有着更大的价值创造空间。此时,组织中是否制定正式的治理制度以约束过度依赖的非正式关系治理成为家族企业能否持续经营的保障。贺小刚等[19]发现,通过设立正式的董事会制度有助于制衡家族权威,并对企业绩效起到积极作用。Mustakallio等[1]进一步发现,在家族企业中,非正式的关系治理和正式的契约治理同时对绩效产生作用,且是相互补充的。事实上,旨在约束人格化特权以及私人利益的正式制度本身并非总能直接提升治理效率,这些正式制度往往是通过约束过度的家族涉入和个人权威控制来形成对企业绩效的正向影响。在这一背景下,由非正式的关系治理和正式的家族治理制度间的共生演化所形成的强关系治理强契约治理的“双强”治理模式,能够显著提升家族企业的绩效水平。[3]据此,我们提出推论4以及由此给出的分析性假设4:

Mcevily等[2]认为,组织中正式制度和非正式制度是相互作用、共存和共演的,这种互动与共生演进关系是影响组织行为与绩效的关键因素。但不可否认,在信息交换、权力基础、领导表现形式等方面,正式制度治理和非正式关系治理之间存在显著差异。对于企业单独的正式或是非正式制度的治理是很少存在或可能是无效的,更严重的是,过于强调非正式的关系治理还会对治理和绩效产生替代甚至破坏作用。因此,组织中正式制度和非正式制度之间既可以相互促进,也可能是相互替代关系。在此基础上,从表现形式上看,当正式制度安排和非正式的关系治理相互促进时,会提高治理效率以及企业绩效水平;而当某一方过于强大,比如家族涉入程度过高时,可能会替代正式制度甚至破坏其正常运行,最终不利于治理效率和绩效水平的提升。因而,如何在正规组织中建立正式的家族治理制度并与非正式制度安排形成有效的相互促进作用?或者说,有哪些因素可以有效引导家族企业通过建立正式制度来弱化非正式关系对家族治理和绩效可能存在的负向作用?

推论4:现代性转型的家族企业具有较好的市场竞争绩效。这意味着,正规组织理性和工具价值得以显现,正式的家族治理制度和非正式的关系治理相互补充

H4:随着时间的演进,非正式的关系治理与正式的家族治理制度间的共生性关系能够显著提升家族企业绩效水平

二、研究设计与实证分析结果

1.数据来源与样本选择

本文数据来源于中国私营企业研究课题组在2010年进行的第九次全国大规模私营企业家抽样调查数据库,数据的合法性来源为中山大学中国家族企业研究中心。参与调查的企业样本共有4614家,调查范围涵盖了我国31个省、自治区和直辖市的各种规模、各个行业的私营企业,具有较好的代表性。本文选择家族企业的样本主要基于三个指标:家族保持多数控股权(≥50)、家族成员担任董事长职务、家族成员担任企业总裁或总经理职务。以上三个标准满足其一就纳入本研究的样本。为保证样本数据的准确性,本文剔除了不符合客观事实和缺失值过多的样本,最后进入分析的企业样本共有1239家。

 

表1 变量界定与设计

  

变量类型 变量名称 原始条目来源与变量编码因变量 企业绩效 来源:您的企业2009年净利润为多少万元设计:加1后取自然对数家族涉入自变量:关系治理来源:在您的企业中,担任重要职位的人与您的关系:(A.财务负责人;B.采购负责人;C.销售负责人;D.人事负责人;E.研发负责人;F.生产负责人;G.行政负责人;H.所属子公司负责人)①您的配偶、父母或子女;②其他与您有血缘关系的亲戚;③您的姻亲;④朋友、同学等;⑤没有特殊关系设计:首先,A-H中选择①或②或③时,则编码为1,否则编码为0。然后,将A-H相加,得到一个合并值非正式决策管理来源:①您企业的重大决策由谁作出(1.企业主本人;2.股东会;3.董事会;4.经理会;5.其他)?②企业日常管理由谁负责(1.企业主本人;2.经理会;3.职业经理人;4.其他)设计:首先,①和②中,若选择1(企业主本人)则赋值为 1,否则赋值为0。将①和②合并,只要其中有一个为1,则赋值为1,否则赋值为0自变量:家族治理制度家族股权继承制度 来源:您企业是否有“股权继承政策”规定来协调在企业工作的家族成员的关系设计:重新编码为虚拟变量,若有赋值为1,若没有赋值为0家族股权转让制度 来源:您企业是否有“家族股权转让政策”规定来协调在企业工作的家族成员的关系设计:重新编码为虚拟变量,若有赋值为1,若没有赋值为0家族成员聘用制度 来源:您企业是否有“家族成员聘用政策”规定来协调在企业工作的家族成员的关系设计:重新编码为虚拟变量,若有赋值为1,若没有赋值为0治理制度 设计:编码为虚拟变量,上述“股权继承政策”、“家族股权转让政策”、“家族成员聘用政策”至少有其中一项编码为1,一项都没有编码为0自变量:传承意愿 传承意愿来源:您是否考虑过子女接班问题(1=让子女接班管理本企业,2=子女不要留在本企业工作,3=让子女继承股权,但不要在本企业工作,4=只给子女留一笔生活费,5=其他,6=目前没有考虑这个问题)设计:重新编码为虚拟变量,若选择1赋值为1,其他选项赋值为0自变量:制度变迁速度 制度变迁速度 来源:企业所在省份2007、2008年的市场化指数[39]设计:(2008年市场化指数-2007年市场化指数)/ 2007年市场化指数控制变量企业主性别 来源:您的性别是(1=男,2=女)设计:重新编码为虚拟变量,若选择2赋值为0,若选择1赋值为1企业主教育程度 来源:您的文化程度是(1=小学及以下,2=初中,3=高中及中专,4=大专,5=大学,6=研究生)设计:采用原始数据企业主党员身份 来源:(1)您是否参加了下列组织(1=中共,2=民主党派,3=未参加)设计:重新编码为虚拟变量,若选择1赋值为1,其他选项赋值为0企业年龄 来源:您的企业在哪一年登记注册为私营企业设计:以问卷调查时间为基准,即2010年,减去企业登记注册为私营企业的年份企业规模 来源:您企业2009年企业全年雇用的员工有多少设计:加1后取自然对数董事长 来源:在您的企业中,董事长由谁担任(1=企业主本人,2=企业主的家庭成员,3=企业主的朋友或同学,4=外聘人才,5=其他)设计:重新编码为虚拟变量,若选择1或2则赋值为1,其他选项赋值为0总裁(总经理) 来源:本企业总裁、(总)经理由谁担任(1=企业主本人,2=企业主的家庭成员,3=职业经理人)设计: 重新编码为虚拟变量,若选择1或2则赋值为1,其他选项赋值为0股东家族成员数 来源:在自然人股东中,有__位是您(企业主要出资人)的家族成员设计:采用原始数据董事会家族成员数 来源:在您的企业中,如果有董事会,有家族成员多少人设计:采用原始数据市场化水平 来源:企业所在省份2008年的市场化指数[39]行业来源:2009年,您企业主要从事的行业是什么设计:根据企业主要从事的行业进行虚拟变量转换,包括农林牧渔业、采矿业、制造业、电力煤气水、建筑业、交通运输、信息服务、批发零售、住宿餐饮、金融、房地产、租赁、科研技术、公共设施、居民服务、教育、卫生、文化体育、公共管理等19个行业,重新编码为虚拟变量,制造业赋值为1,其他赋值为0

 

表2 相关系数表和描述性统计

  

注:N=1239;*p<0.05,双侧检验

 

1 2 3 4 5 6 7 8 9 10 11 12 13 14 15 16 17 18企业绩效 1.000治理制度 -0.047 1.000家族股权继承制度 -0.050 0.395* 1.000家族股权转让制度 0.046 0.232* -0.153* 1.000家族成员聘用制度 -0.026 0.515* -0.376* -0.216* 1.000家族涉入 -0.083* 0.154* 0.094* 0.042 0.038 1.000非正式决策管理 -0.258* 0.083* 0.078* 0.001 0.006 0.179* 1.000家族传承意愿 -0.035 0.113* 0.082* 0.087* -0.011 0.236* 0.102* 1.000制度变迁速度 0.005 0.066* -0.006 0.025 0.053 0.031 0.005 -0.067* 1.000企业家性别 0.119* -0.023 0.011 0.007 -0.036 0.046 0.021 0.043 -0.027 1.000企业家教育程度 -0.205* 0.038 0.015 0.052 -0.012 0.210* 0.186* 0.158* -0.087* 0.001 1.000企业家是否党员 0.118* 0.012 0.017 -0.012 0.002 -0.069* -0.033 -0.018 0.024 0.074* -0.083* 1.000企业年龄 0.219* -0.056 -0.081* 0.008 0.014 0.035 -0.094* 0.110* 0.013 0.094* -0.004 -0.014 1.000企业规模 0.591* -0.052 -0.052 0.024 -0.018 -0.135* -0.250* 0.009 0.002 0.118* -0.174* 0.154* 0.279* 1.000董事长 -0.028 0.004 -0.001 0.015 -0.003 0.016 0.032 0.044 0.015 -0.006 -0.033 -0.045 0.057* 0.012 1.000总裁 -0.132* 0.043 0.041 0.050 -0.022 0.130* 0.445* 0.072* 0.029 0.016 0.099* 0.004 0.011 -0.079* 0.068* 1.000股东家族成员数 0.125* 0.113* 0.011 0.024 0.091* 0.212* -0.032 0.092* 0.043 -0.015 0.029 0.026 0.173* 0.153* 0.038 0.060* 1.000董事会家族成员数 0.062* 0.117* -0.019 0.061* 0.103* 0.210* -0.050 0.166* -0.001 -0.051 0.029 -0.077* 0.182* 0.165* 0.067* 0.020 0.455* 1.000均值 4.102 0.661 0.233 0.095 0.341 1.334 0.659 0.212 0.042 0.865 2.935 0.458 9.080 4.254 0.986 0.852 1.027 0.997标准差 2.451 0.474 0.423 0.294 0.474 1.991 0.474 0.409 0.031 0.342 1.086 0.499 4.679 1.678 0.116 0.355 1.369 1.334

2.变量界定、测量与相关性描述统计分析

因此,家族传承往往导致控制、权力甚至部分身份和地位的丧失,[32]进而引起凝聚核心的实质性功能丧失,致使家族内部各自为政、增加内耗。[33,34]而且,中国家族企业普遍存在股权分布不明晰、管理制度不规范等治理问题,这在一定程度上弱化了基于法律制度的合法性权威。[35]此时,寻求在家族企业中建立正式治理制度(如家族股权继承和转让政策、董事会制度等),不仅可以保证家族所有权的顺利传承,为二代在传承过渡期培养个人权威和能力权威进而获得组织成员和元老的认可提供制度性保障,同时也能约束人际关系和个人权威带来的负面破坏性。而当家族企业主具有明确的传承意愿时,在家族企业内部建立正式制度的倾向可能更强。因为他们希望通过建立持续的家族财富并将企业作为传承家族愿景的载体,保持企业在世代间延续。[36]家族企业对于他们而言象征着家族的遗产和传统,他们更倾向于采用家族逻辑进行战略决策,并将创业和企业家精神跨代传承。[8,37]由此,具有传承意愿的家族企业主可能希望通过建立非人格化的正式制度作为家族权威身份和地位的补充,以期保持家族后代跨代创业和持续创业。据此,我们提出推论3以及由此给出的分析性假设3:

(1)因变量为企业绩效,采用2009年企业净利润,将原始数据加1后取自然对数。

(2)自变量。①关系治理。非正式的关系治理由两类因素组成:一类是结构因素;另一类则是建立在个人权威基础上的关系性因素,它通过非正式网络化控制和领导人的魅力等非正式结构来实现,如在家族企业普遍存在的家族涉入,在管理层及关键岗位上用自己人来控制。[4]同时,还可以通过身份、地位等差序化的权威进行资源配置和家族治理。基于此,我们采用两种方式来测量关系治理:第一,家族涉入。本文利用在企业中担任重要职位的家族成员状况来衡量家族涉入。第二,非正式决策管理。本文采用家族企业主是否“在企业中作出重大决策”、“负责企业日常管理” 来衡量非正式决策管理。②家族治理制度。本文采用家族企业内是否有“家族股权继承政策”、“家族股权转让政策”、“家族成员聘用政策”来协调在企业工作的家族成员关系作为家族治理制度的测量变量。此三项政策体现了家族企业在正规组织和家族网络关系之间建立家族治理的制度化隔离。此外,我们还采用了一个汇总指标(治理制度),只要一个样本中有上述三项政策之一便编码为1,如果没有任何一项上述政策则编码为0。③传承意愿。传承意愿是衡量家族企业主希望将企业传承给家族成员的态度,是将企业的有形资产及无形资产传承到下一代的意图,[36]本文仅将那些打算将家族企业管理权传递给子女的界定为具有传承意愿的企业,而无意让子女接班和仅有意传承财富(股权)的企业为无传承意愿的企业。④制度变迁速度。本文采用樊纲等[39]编制的各省(区)市市场化指数作为制度变迁的代理变量。具体来说,借鉴Banalieva等[24]的做法,同时为了克服潜在的内生性问题,我们把2008年与2007年市场化指数的差值除以2007年市场化指数,得到动态的制度变迁速度。

(3)控制变量。本文选取了企业家个体、企业层面和环境客观变量等变量作为控制变量。企业家的特征包括性别、教育程度和党员身份,企业的特征包括企业规模、企业年龄、是否由家族成员担任董事长、是否由家族成员担任总裁(或总经理)、股东家族成员数、董事会家族成员数,环境变量包括企业所处行业与滞后一年的市场化指数。

表2显示了文中主要变量的相关系数和均值、标准差。可以看出,企业绩效与家族涉入、非正式决策管理之间均存在显著的负相关关系。家族涉入、非正式决策管理、传承意愿、制度变迁速度与治理制度之间存在显著的正相关关系。就家族治理制度的分项指标来看,家族涉入、非正式决策管理和传承意愿与家族股权继承制度显著正相关;传承意愿与家族股权转让制度显著正相关。就控制变量来看,企业家性别、党员身份、企业年龄、规模、股东家族成员数、董事会家族成员数与企业绩效显著正相关,总裁和企业家教育程度与企业绩效显著负相关;股东家族成员数、董事会家族成员数与治理制度显著正相关。

第四类,明治文学中日本作家的战争观或中国观研究。这一问题的研究者多为留日学生。如:朴裕河、刘银炅、田中敏彦、吉驯明子等。[18-21]从中可以窥见,明治文学中韩国、朝鲜形象是不可忽略的一面,它是日韩留学生或韩国的日本文学研究者非常关心的问题。相比之下,日本学者对这一类问题关注度不是很高。

3.数据分析

基于以上理论逻辑的分析,本文给出基本假设:现代组织是一个正式治理制度和非正式关系治理相互作用、共存和共演的混合体,[2]身份地位以及关系网络在家族企业等正规组织中被赋予合法性的特权和私人利益,是其治理效率和绩效水平受到制约的根本原因。对这一特权和私人利益治理制度的正规化,成为家族企业能否发挥工具性价值并成功实现现代转型的核心问题。随着企业内部成长以及外部制度环境的变迁,企业将在组织内部建立正式治理制度,寻求与非正式关系形成一种协同治理,并最终提高企绩效水平,而这一过程包含着二者之间相互影响及共存共演的关系。

(1)家族治理制度与关系治理

 

表3 家族治理制度与关系治理的回归结果

  

注:*p< 0.1,**p< 0.05,***p< 0.01;括号内为Z 值

 

M1 M2 M3 M4 M5 M6 M7 M8治理制度家族股权继承制度家族股权转让制度家族成员聘用制度治理制度家族股权继承制度家族股权转让制度家族成员聘用制度家族涉入 0.153***0.103*** 0.0360 0.0154(3.95) (3.01) (0.73) (0.47)非正式决策管理0.322** 0.316* -0.182 0.121(2.17) (1.83) (-0.79) (0.81)性别 -0.101 0.0981 0.0680 -0.172 -0.0605 0.130 0.0957 -0.172(-0.54) (0.48) (0.23) (-0.97) (-0.33) (0.64) (0.32) (-0.97)教育程度 0.00230 -0.0229 0.152 -0.0391 0.0256 -0.00471 0.171* -0.0405(0.04) (-0.35) (1.63) (-0.67) (0.44) (-0.07) (1.85) (-0.70)党员 0.154 0.103 -0.0587 0.0690 0.136 0.0871 -0.0590 0.0671(1.21) (0.74) (-0.29) (0.55) (1.08) (0.63) (-0.29) (0.54)企业年龄 -0.0341**-0.0421***-0.00804 0.00356 -0.0321**-0.0394**-0.00865 0.00427(-2.43) (-2.66) (-0.36) (0.26) (-2.30) (-2.50) (-0.39) (0.31)企业规模 -0.0473 -0.0368 0.0788 -0.0461 -0.0529 -0.0432 0.0596 -0.0429(-1.15) (-0.80) (1.18) (-1.13) (-1.28) (-0.93) (0.89) (-1.04)董事长 -0.0708 0.0499 0.355 -0.161 -0.0741 0.0275 0.383 -0.168(-0.13) (0.09) (0.34) (-0.31) (-0.14) (0.05) (0.37) (-0.32)总裁 0.122 0.200 0.523 -0.165 0.00427 0.0758 0.643* -0.224(0.71) (0.97) (1.57) (-0.96) (0.02) (0.33) (1.81) (-1.18)股东家族成员数0.127** 0.0329 -0.0348 0.0883*0.169*** 0.0573 -0.0269 0.0925*(1.99) (0.61) (-0.40) (1.73) (2.64) (1.08) (-0.32) (1.82)董事会家族成员数0.142** -0.0491 0.124 0.125** 0.175*** -0.0206 0.131* 0.129**(2.37) (-0.82) (1.62) (2.42) (2.93) (-0.35) (1.73) (2.52)行业 控制 控制 控制 控制 控制 控制 控制 控制常数 0.778 -1.142* -3.952*** -0.133 0.689 -1.209* -3.924*** -0.158(1.27) (-1.69) (-3.38) (-0.22) (1.13) (-1.79) (-3.34) (-0.26)样本数 1239 1239 1239 1239 1239 1239 1239 1239 Prob>chi2 0.0000 0.0146 0.3558 0.0176 0.0000 0.0775 0.3487 0.0153 Pseudo R2 0.0374 0.0175 0.0155 0.0145 0.0295 0.0135 0.0157 0.0147 VIF 1.14 1.14 1.14 1.14 1.17 1.17 1.17 1.17

表3报告了家族治理制度及其三个分项指标作为因变量、关系治理作为自变量的回归结果。M1-M4检验了家族涉入的影响作用,M5-M8检验了非正式决策管理的影响作用。M1和M5的结果显示,家族涉入和非正式决策管理分别在1%和5%的水平上与治理制度显著正相关,表明家族成员更多的涉入以及更高的权威地位与身份将促使他们在家族企业中设立相关正式隔离制度,假设1得到支持。此外,M2-M4和M6-M8分别报告了家族股权继承制度、家族股权转让制度、家族成员聘用制度对家族涉入和非正式决策管理的回归结果。结果显示,家族涉入和非正式决策管理均与家族股权转让制度显著正相关,而与家族股权转让制度和家族成员聘用制度没有显著相关性。

 

表4 家族治理制度与制度变迁速度的回归结果

  

注:*p< 0.1,**p< 0.05,***p< 0.1;括号内为Z 值

 

M1 M2 M3 M4治理制度 家族股权继承制度家族股权转让制度家族成员聘用制度制度变迁速度 4.124* 0.376 2.980 1.883(1.88) (0.16) (1.00) (0.96)性别 -0.120 0.0684 0.0653 -0.167(-0.64) (0.33) (0.22) (-0.94)教育程度 -0.0124 -0.0545 0.144 -0.0286(-0.20) (-0.82) (1.53) (-0.48)党员 0.152 0.0953 -0.0684 0.0732(1.19) (0.68) (-0.34) (0.58)企业年龄 -0.0342** -0.0464*** -0.0134 0.00835(-2.40) (-2.88) (-0.59) (0.60)企业规模 -0.0320 -0.0282 0.0676 -0.0357(-0.76) (-0.59) (1.00) (-0.86)董事长 -0.161 0.00430 0.305 -0.179(-0.30) (0.01) (0.29) (-0.34)总裁 -0.0415 0.0584 0.627* -0.248(-0.22) (0.25) (1.75) (-1.30)股东家族成员数 0.121* 0.0432 -0.0399 0.0806(1.92) (0.79) (-0.46) (1.58)董事会家族成员数 0.133** -0.0641 0.106 0.133**(2.21) (-1.05) (1.35) (2.55)家族涉入 0.124*** 0.0865** 0.0144 0.0104(3.16) (2.47) (0.28) (0.31)非正式决策管理 0.246 0.237 -0.236 0.134(1.64) (1.36) (-1.01) (0.88)家族传承意愿 0.485*** 0.417** 0.540** -0.126(2.85) (2.50) (2.39) (-0.80)市场化水平 -0.0451 0.0499 -0.0226 -0.0820**(-1.31) (1.29) (-0.41) (-2.39)行业 控制 控制 控制 控制常数 0.988 -1.480* -3.741*** 0.330(1.44) (-1.95) (-2.96) (0.49)样本数 1239 1239 1239 1239 Prob>chi2 0.0000 0.0036 0.1943 0.0053 Pseudo R2 0.0485 0.0252 0.0250 0.0205 VIF 1.18 1.18 1.18 1.18

(2)家族治理制度与制度变迁速度

表4报告了家族治理制度作为因变量,制度变迁速度作为自变量的回归结果。M1为治理制度作为因变量,制度变迁速度作为自变量的回归结果。结果显示,在控制了家族涉入、非正式决策管理、家族传承意愿和市场化水平后,制度变迁速度仍在10%的水平上与家族治理制度显著正相关,表明地区制度变迁速度越快,家族企业越倾向于在企业中设立相关正式隔离制度,假设2得到支持。

本实验创新点在于将声音和流体巧妙地联系起来,并在此基础上来探究流速及压强的关系。应用该实验装置,在教学中能激发学生的学习兴趣,使学生取得以下良好的效果:

(3)家族治理制度与家族传承意愿

 

表5 家族治理制度与家族传承意愿的回归结果

  

注:*p<0.1,**p<0.05,***p<0.01;括号内为Z值。

 

M1 M2 M3 M4治理制度 家族股权继承制度家族股权转让制度家族成员聘用制度家族传承意愿 0.456*** 0.416** 0.525** -0.140(2.69) (2.50) (2.33) (-0.89)性别 -0.130 0.0678 0.0565 -0.173(-0.69) (0.33) (0.19) (-0.97)教育程度 -0.0258 -0.0528 0.133 -0.0383(-0.43) (-0.80) (1.42) (-0.65)党员 0.156 0.0989 -0.0662 0.0701(1.22) (0.71) (-0.33) (0.56)企业年龄 -0.0357** -0.0441*** -0.0139 0.00511(-2.53) (-2.76) (-0.62) (0.37)企业规模 -0.0354 -0.0246 0.0671 -0.0400(-0.85) (-0.52) (0.99) (-0.96)董事长 -0.145 -0.00572 0.313 -0.152(-0.27) (-0.01) (0.30) (-0.29)总裁 -0.0246 0.0490 0.637* -0.227(-0.13) (0.21) (1.78) (-1.19)股东家族成员数 0.130** 0.0387 -0.0326 0.0887*(2.05) (0.71) (-0.38) (1.74)董事会家族成员数 0.129** -0.0637 0.103 0.131**(2.16) (-1.05) (1.32) (2.52)家族涉入 0.130*** 0.0833** 0.0188 0.0179(3.33) (2.39) (0.37) (0.54)非正式决策管理 0.241 0.245 -0.236 0.122(1.61) (1.41) (-1.01) (0.81)行业 控制 控制 控制 控制常数 0.845 -1.093 -3.762*** -0.194(1.36) (-1.60) (-3.20) (-0.32)样本数 1239 1239 1239 1239 Prob>chi2 0.0000 0.0023 0.1561 0.0276 Pseudo R2 0.0441 0.0239 0.0231 0.0154 VIF 1.18 1.18 1.18 1.18

表5报告了家族治理制度作为因变量,家族传承意愿作为自变量的回归结果。M1为治理制度作为因变量,家族传承意愿作为自变量的回归结果。结果显示,在控制了家族涉入和非正式决策管理后,家族传承意愿仍在1%的水平上与治理制度显著正相关,表明具有明确传承意愿的家族企业更倾向于在企业中设立相关正式隔离制度,假设3得到支持。此外,M2、M3和M4分别为以家族股权继承制度、家族股权转让制度、家族成员聘用制度为因变量,家族传承意愿为自变量的回归结果。结果显示,家族传承意愿与家族股权继承制度和家族股权转让制度均显著正相关,假设3得到进一步支持。

在前途并不明朗的创业初期,家族企业主并不愿意把家族成员牵扯进企业,但随着企业的成长,家族控制与传承的意图就产生了。[29]可以观察到的一个事实是,国内家族企业主往往集创业者、决策者和经营者于一身,由此形成的家族权威不仅体现在法律赋予的家族所有权上,创业历程中形成的人格特征、经验和领袖魅力也是权威的重要来源。因此,家族企业的传承不仅包括法律意义上所有权的简单交接,还包括组织成员自愿服从和主动追随的个人权威和能力权威的传承,[30]后者往往成为能否成功传承的关键因素,因为企业继任者的合法性权威依赖于其他家族成员和创业元老的认可,而个人权威和能力权威则是获得这种认可的保障。

表6报告了企业绩效对家族涉入和家族治理制度的回归结果。M1和M2的结果显示,家族涉入和治理制度的系数均不显著,而它们的交互项在10%的水平上与企业绩效显著正相关,假设4得到支持。这表明家族涉入和治理制度并不能显著提升绩效水平,只有当二者共同作用时绩效水平才能得到显著提升。此外,M4、M6、M8分别为家族股权继承制度、家族股权转让制度和家族成员聘用制度与家族涉入的交互项与企业绩效关系的回归结果。结果显示,家族涉入与家族股权继承制度的交互项在10%的水平上与企业绩效显著正相关,进一步表明它们之间的共同作用显著提升了企业绩效。

 

表6 家族涉入、家族治理制度与企业绩效的回归结果

  

注:* p< 0.1,** p< 0.05,*** p< 0.01;括号内为稳健标准差下的 t值

 

总裁 -0.535***-0.532***-0.532***-0.526***-0.550***-0.549***-0.539***-0.537***(-2.90) (-2.89) (-2.89) (-2.86) (-2.99) (-2.97) (-2.92) (-2.91)股东家族成员数0.121** 0.123** 0.120** 0.114* 0.121** 0.123** 0.123** 0.121**(2.09) (2.12) (2.07) (1.96) (2.09) (2.14) (2.12) (2.10)董事会家族成员数-0.105* -0.103* -0.106* -0.106* -0.109* -0.108* -0.104* -0.104*(-1.79) (-1.77) (-1.81) (-1.81) (-1.87) (-1.86) (-1.78) (-1.78)家族传承意愿 -0.201 -0.186 -0.196 -0.191 -0.228 -0.226 -0.208 -0.212(-1.31) (-1.21) (-1.27) (-1.24) (-1.48) (-1.47) (-1.35) (-1.37)制度变迁速度 -0.490 -0.495 -0.520 -0.494 -0.632 -0.678 -0.480 -0.498(-0.29) (-0.29) (-0.30) (-0.29) (-0.37) (-0.40) (-0.28) (-0.29)行业 控制 控制 控制 控制 控制 控制 控制 控制常数 1.909***1.868***1.911***1.897***1.901***1.985***1.922***1.941***(3.71) (3.66) (3.77) (3.75) (3.80) (3.94) (3.81) (3.85)样本数 1141 1141 1141 1141 1141 1141 1141 1141 Prob>F 0.0000 0.0000 0.0000 0.0000 0.0000 0.0000 0.0000 0.0000 R2 0.3757 0.3777 0.3759 0.3773 0.3776 0.3782 0.3759 0.3761 VIF 1.15 1.15 1.15 1.15 1.15 1.14 1.15 1.14

表7报告了企业绩效对非决策管理和家族治理制度的回归结果。M1和M2的结果显示,非正式决策管理在1%的水平上与企业绩效显著负相关,而治理制度及其与非正式决策管理的交互项不存在显著影响。表明关系治理中,非正式决策管理将对企业绩效产生不利影响,而正式治理制度的建立在一定时期内无法扭转这一不利局面。但M4的结果显示,非正式决策管理与家族股权继承制度的交互项在10%的水平上显著正相关,表明家族股权继承制度能够在一定程度上缓解非正式决策管理对企业绩效的损害作用。或者说,非正式决策管理与家族股权继承制度的共同作用能够显著提升绩效水平,假设4得到进一步支持。

在物理教学设计阶段,教师利用多媒体搜集与课程内容相关的素材,并进行有效整合,从而使物理课程内容更加丰富,切实满足初中生物理学习需求。首先,教师应深度发掘物理教材内容,提炼知识重点、难点。其次,根据物理课程内容,利用网络平台搜集相关资料,包括物理知识起源、发展背景,以及一些物理学故事,从而使学生所掌握的物理知识更加全面、具体,为学生建立起更加完善、系统的知识体系奠定基础。比如说,教师在讲解“声音的产生与传播”时,可以搜集与声音产生、传播的物理学资料,健全学生物理知识体系。

 

表7 非正式决策管理、家族治理制度与企业绩效的回归结果

  

注:* p< 0.1,** p< 0.05,*** p< 0.01;括号内为稳健标准差下的t值

 

M1 M2 M3 M4 M5 M6 M7 M8企业绩效企业绩效企业绩效企业绩效企业绩效企业绩效企业绩效企业绩效非正式决策管理 -0.413***-0.402***-0.411*** -0.388**-0.409***-0.409***-0.412***-0.412***(-2.75) (-2.69) (-2.74) (-2.58) (-2.72) (-2.72) (-2.74) (-2.74)治理制度 -0.00633 -0.00264(-0.05) (-0.02)非正式决策管理×治理制度0.235(0.85)家族股权继承制度-0.0753-0.0993(-0.54) (-0.69)非正式决策管理×家族股权继承制度0.537*(1.65)家族股权转让制度0.377* 0.383*(1.94) (1.96)非正式决策管理×家族股权转让制度-0.190(-0.46)家族成员聘用制度-0.0681-0.0678(-0.59) (-0.58)非正式决策管理×家族成员聘用制度-0.0445(-0.17)性别 0.318* 0.315* 0.319* 0.303* 0.313* 0.315* 0.316* 0.315*(1.92) (1.90) (1.94) (1.83) (1.89) (1.90) (1.91) (1.89)教育程度 -0.186***-0.187***-0.186***-0.185***-0.190***-0.190***-0.186***-0.186***(-3.38) (-3.39) (-3.38) (-3.37) (-3.45) (-3.45) (-3.39) (-3.39)党员 0.0992 0.0959 0.0999 0.115 0.0998 0.101 0.100 0.102(0.85) (0.82) (0.86) (0.99) (0.86) (0.87) (0.86) (0.87)企业年龄 0.0320**0.0327**0.0317**0.0334**0.0329**0.0327**0.0321**0.0322**(2.48) (2.53) (2.45) (2.57) (2.52) (2.50) (2.47) (2.48)企业规模 0.755***0.755***0.755***0.757***0.753***0.753***0.754***0.755***(17.62) (17.70) (17.66) (17.88) (17.66) (17.66) (17.73) (17.65)董事长 -0.664* -0.653* -0.665* -0.675* -0.668*-0.672* -0.666*-0.668*(-1.70) (-1.65) (-1.69) (-1.68) (-1.72) (-1.72) (-1.71) (-1.71)总裁 -0.296 -0.307 -0.295 -0.309 -0.314 -0.318 -0.300 -0.298(-1.51) (-1.56) (-1.51) (-1.58) (-1.60) (-1.62) (-1.53) (-1.52)股东家族成员数 0.129**0.128**0.129**0.127**0.129**0.129**0.131** 0.131**(2.28) (2.24) (2.28) (2.23) (2.28) (2.29) (2.32) (2.32)董事会家族成员数-0.106* -0.105* -0.106* -0.107* -0.110* -0.110* -0.105* -0.105*(-1.80) (-1.78) (-1.81) (-1.81) (-1.86) (-1.87) (-1.78) (-1.79)家族传承意愿 -0.155 -0.155 -0.149 -0.162 -0.180 -0.184 -0.159 -0.160(-1.04) (-1.03) (-0.99) (-1.08) (-1.20) (-1.22) (-1.06) (-1.07)制度变迁速度 -0.456 -0.385 -0.462 -0.501 -0.577 -0.601 -0.429 -0.444(-0.27) (-0.22) (-0.27) (-0.29) (-0.34) (-0.35) (-0.25) (-0.26)行业 控制 控制 控制 控制 控制 控制 控制 控制常数 1.982***1.699***1.997***1.713***1.992***1.767***2.009***1.714***(3.95) (3.52) (4.05) (3.52) (4.09) (3.66) (4.08) (3.56)样本数 1141 1141 1141 1141 1141 1141 1141 1141 Prob>F 0.0000 0.0000 0.0000 0.0000 0.0000 0.0000 0.0000 0.0000 R2 0.3800 0.3805 0.3802 0.3819 0.3819 0.3820 0.3802 0.3802 VIF 1.17 1.16 1.17 1.16 1.17 1.16 1.17 1.16

表6和表7的结果表明,单独依靠非正式的关系治理或正式的家族治理制度的建立,可能无法有效提升企业的绩效水平,甚至关系治理中非正式的决策管理对企业绩效产生了显著的抑制作用。而只有当关系治理与家族治理制度共同产生作用时,企业绩效才能够得到显著提升,即关系治理与家族治理制度的共生关系产生了协同作用。这也意味着,家族企业主的利他主义造成自我控制和代理风险,所有权和管理权的过度控制与集中使得家族企业内更容易发生道德风险与逆向选择现象,[13]而人格化的裙带关系和社会交换也会给企业绩效和成长带来不利影响。[42]如果没有正式的控制裙带关系以及特权的制度规范,则正规组织可能受到人格化治理的侵蚀,影响其作为理性组织的工具性价值,最终影响企业绩效。但当意识到企业中人格化的关系治理可能对正式制度产生替代和破坏,或者说关系治理对企业的持续成长产生潜在不利影响时,企业主可以通过正式家族治理制度的建立来缓解过度的家族涉入和个人权威控制对企业绩效的损害作用,亦即在正规组织和非正式的关系治理之间建立有效的隔离机制。

三、研究结论与讨论

本文从家族企业中正式治理制度和非正式关系治理间的互动与共生演进关系视角出发,探讨了家族治理的现代转型问题。本文给出的基本假设是:现代组织是一个正式治理制度和非正式关系治理相互作用、共存和共演的混合体,[2]身份地位以及关系网络在家族企业等正规组织中被赋予合法性的特权和私人利益,是其治理效率和绩效水平受到制约的根本原因。对这一特权和私人利益治理制度的正规化,成为家族企业能否发挥工具性价值并成功实现现代转型的核心问题。

基于中国工商联的大样本调研数据,本文实证分析了家族企业中非正式的关系治理与正式治理制度之间的共生演进过程及其带来的市场竞争效果。研究结论表明,随着组织规模的扩大和时间的演进,非正式的关系治理将与正式的家族治理制度的建构呈现明显的齐头并进关系。从动态性视角看,外部制度环境的变迁提升了家族企业制定正式治理制度的意愿。进一步看,组织可持续成长意愿是推动制度转型的重要力量,具有传承意愿的家族企业更倾向于建立对关系治理的正式约束性制度,进而有助于推动制度转型的市场竞争价值的实现——转型企业具有较好的绩效。同时,随着时间的演进,非正式关系治理与家族治理制度的共生性关系显著提升了企业绩效水平。这意味着家族企业现代转型趋势明显,对家族关系治理的制度性约束提高了组织的市场绩效,显然强化了家族企业向现代正式制度转型的动力。由此,在理性假设下,家族企业治理的现代转型符合市场化效率竞争原则的战略导向。

本文的理论贡献主要体现在以下三个方面:

1.以整体观视角整合正规组织中正式制度和非正式的关系治理机制,探讨了家族企业治理的现代性转型问题。组织和管理学者往往将组织中的正式制度与非正式制度割裂开来研究组织行为与绩效,过度关注非正式网络在组织中的积极作用,正式制度更多地被视为一种背景或权变要素而逐渐被边缘化,由此导致现有研究缺乏将正式制度和非正式制度相结合的整体性视角。Mcevily等[2]呼吁,使用整体观的视角来整合正式制度和非正式社会结构可以帮助我们进一步理解组织行为与效率。我们的研究从正规组织中的正式治理制度和非正式关系治理的互动与共生性出发,探讨了家族企业的现代转型问题。

清康熙年间,六世达赖喇嘛仓央嘉措下令建造《甘珠尔经》印经院,由于消耗颇大,地方财政难以为继,只得停工。18世纪中叶,颇罗鼐执掌西藏政权,再办印刷业,刻就全套《甘珠尔》和《丹珠尔》木刻印版,于清乾隆七年(即公元1742年)完成西藏历史上最大的经书印刷工程。自此,雕刻技术在西藏流传下来并延续至今。[2]

2.在关系治理与正式治理制度共生演进背景下,进一步揭示了关系治理与企业价值关系间的作用机理。过去的研究认为,在中国这种社会普遍信任程度较低的文化氛围中,家族成员间基于特殊关系而建立起的治理模式在创业初期的确发挥了作用,但是随着发展阶段的变化,产生的边际效用越来越低,甚至还有可能产生负效应。[12,13]我们的研究进一步发现,作为一种非正式治理机制,家族涉入和个人的权威控制显著提升了家族企业在组织内部制定正式治理制度的意愿。尤其是当关系治理对企业的持续成长产生不利影响时,企业主能够通过内部正式制度的建立来缓解其对企业绩效的损害作用。本文的发现有助于我们进一步厘清关系治理与企业价值关系间的中间影响机制,凸显了非正式关系治理与正式治理制度间的共生演化过程对企业价值的影响作用。

很快,一连打到了洞底,消灭了洞内的日本鬼子。马国平指挥战士清理战场。战斗结束后的大别山,被战火摧残得满目疮痍,空气里弥漫着火药与血腥交织的味儿;不远处的山林传来鸟鸣,悲啼婉转。

3.拓展了家族企业转型问题的研究视角。尽管我国家族企业带有传统文化和权威类型的历史烙印,但在现代管理理念的影响下,它们是否正在向现代法理权威转型?我们发现,中国家族企业的现代性转型趋势明显,随着组织规模的扩大和时间的演进,非正式的关系治理将与正式治理制度的建构呈现显著的齐头并进关系,组织内部开始对家族以及泛家族化的非正式关系网络和身份权威进行正式的治理或约束。这种关系治理与正式制度间的共生演进关系以及在此背景下形成的制衡机制,使得身份和社会交换关系网络逐渐成为正式制度的互补性因素而发挥作用。对这一问题的研究,不仅可以拓宽我们对家族企业治理转型问题的视角,同时也可以将其作为我国家族企业是否成功转型的重要标志。

本文的结论也具有一定的实践价值。对于家族企业而言,过度的家族涉入和个人权威控制将不利于企业绩效的提升,但企业主可以通过内部正式治理制度的建立来减弱其对企业绩效的损害作用,亦即可以在组织中建立有效的隔离机制。这些正式治理制度的建立不仅在家族内部得到认同,也是家族企业作为正规组织的一个重要组成部分,因为其可与企业作为市场的运营组织和治理并行不悖地运行。[8]进一步讲,明确的传承意愿有利于提升家族企业主在组织内部建立正式治理制度的意愿,及时建立和实施传承计划可以加速这一过程。对于政府而言,坚定市场化改革的决心,不仅有助于增加家族企业主持续经营的信心,还有利于家族企业主在组织内部及时建立正式约束机制,进而推动企业的现代性转型。

1.3.4 免疫组化结果判断标准 本研究VEGF阳性表达标准参照文献[5],因VEGF表达于细胞浆中,染色呈棕黄色视为阳性。阳性细胞数占0%~10%为0分,阳性细胞数占11%~25%为1分,阳性细胞数占26%~50%为2分,阳性细胞数占51%~75%为3分,阳性细胞数>75%为4分。0~2分为表达阴性,≥3分为表达阳性。选用试剂盒中阳性片作为阳性对照,PBS取代一抗作为阴性对照。

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注释

① 从现有文献来看,家族治理制度作为正式制度与一般意义上公司治理的其他正式制度日益概念混淆。而本文所强调的正式制度主要指的是治理家族的制度,而非一般意义上公司治理的其他正式制度。

② 两个变量之间的相互作用对因变量的影响效应,这方面的具体表现形式分别为互补(Complementary)效应与替代(Substitute)效应。[40,41]这一检验方法主要是衡量两个变量的交互作用对绩效意义的影响,当两个变量形成互补效应时,任何一个变量对绩效的影响都会因另外一个变量的增加而提高;反之,当两个变量形成替代效应时,任何一个变量对绩效的影响都会因另外一个变量的增加而降低。具体的做法是看二者交互项的符号,如果交互项是正的,则二者更多地表现为一种互补效应;反之则表现为替代效应。借鉴这个思路,本文将“共生性关系”界定为“两个要素对因变量的正交叉效应”,并直接验证非正式制度与正式制度的交叉项对因变量的回归作用。

③ 在进行Logistic回归时,无法直接获得模型的VIF值。为此,在检验前三个假设时,我们利用OLS回归以检验模型的VIF值。

 
李新春,马骏,何轩,袁媛
《南开管理评论》 2018年第02期
《南开管理评论》2018年第02期文献

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