戰略差異度對企業風險承擔行為的影響研究

王 冰 陳逢文 洪叢華

(1.重慶大學經濟與工商管理學院; 2.深藍汽車科技有限公司)

1 研究背景

風險承擔行為是指企業為實現特定目標而從事的冒險行為,表現為企業對風險活動的投資[1]。企業在何種狀態下會采取風險承擔行為,這一直是企業管理領域重點探討的議題之一,而來自企業行為理論的觀點被廣泛接受以研究該議題。企業行為理論指出,企業當前狀態與期望參照點間的差距(期望反饋)導致決策者做出多種風險決策以尋找解決方案[2]。遵循此理論,越來越多的研究采用“期望-冒險”的邏輯框架探索企業承擔或抑制風險行為的前因,其中,現有文獻發現,來自決策者個體財富[3]、企業績效[4]和股票市場[5]等層面的期望反饋會影響風險承擔行為決策。

作為組織關于未來的決策模式,企業對其實施的戰略也具備期望。當企業關注于未來發展并期望提升競爭優勢時,管理者往往會采取“不謀于眾”的差異化戰略,以發現競爭機會[6],這種偏離行業常規戰略的程度被稱為戰略差異度[7,8]。然而,最優區分理論指出,企業在發展過程中,需要平衡來自市場競爭的“差異化”壓力與制度環境帶來的“一致性”壓力,企業實施差異化戰略需背離既有規范或實踐,從而承受制度壓力帶來的合法性挑戰,這不利于企業制度保障及資源獲取[9]。結合上述觀點,本研究認為,戰略差異度較高的企業(簡稱戰略差異企業)具備兩方面期望:一種是追求長期競爭優勢的主動期望,另一種是規避合法性損失的被動期望[10]。

根據上述研究,盡管圍繞“期望-冒險”這一邏輯框架的現有文獻揭示了影響企業承擔風險行為的重要前因,但兩方面的問題仍然沒有被充分探討:一方面,從“期望”的出發視角而言,現有研究較少關注企業戰略層面的期望,尤其是未充分探討企業由于“競爭優勢驅動”和“合法性驅動”兩方面戰略期望對風險承擔行為的影響;另一方面,從“冒險”的立足視角而言,已有文獻基于企業冒險動機,將風險承擔行為劃分為進取式冒險行為與越軌式冒險行為兩類,前者是長期導向的合法風險投資,后者是短期導向的違規冒險活動[3～5]。雖然部分研究指出戰略差異企業擁有積極的風險態度[6,7,11],卻未考慮到其選擇不同風險承擔行為的可能性。因此,企業戰略差異度是否對不同的風險承擔行為都具有影響?為滿足不同期望,戰略差異企業在抉擇風險行為時究竟有怎樣的傾向?這些問題值得探究。

鑒于此,本研究嘗試考察戰略差異度對企業不同的風險承擔行為,包括進取式與越軌式風險承擔行為的影響。進一步地,聚焦于企業機構投資者持股與國有產權兩種所有權結構對上述關系的調節作用,藉此考察股東群體的風險偏好對戰略差異企業風險承擔行為的聯合影響。

本研究的貢獻體現在:①豐富了基于“期望-冒險”邏輯框架的企業風險承擔行為的研究。聚焦于戰略差異度,本研究解析了戰略差異企業關于提升競爭優勢的主動期望,以及規避合法性損失的被動期望,拓展了期望反饋視角的企業風險承擔行為研究。②綜合兩類風險承擔行為,揭示了戰略差異企業在選擇不同冒險行為時的決策傾向。通過探討戰略差異度對于兩類風險承擔行為的作用機制,本研究揭示了戰略差異企業在多維度互補差異化與一致性時呈現出的“小心翼翼進取”的冒險動機,為企業戰略選擇領域的研究提供了有益補充。③深入探討了重要股東針對戰略差異企業風險承擔行為發揮的聯合決策作用。企業行為理論強調,其他決策群體的風險偏好特征對企業冒險決策具備聯合影響[12～14],本研究著重關注了機構投資者持股與國有產權所具備的風險偏好特征,明晰了戰略差異企業管理者和重要股東間關于冒險決策的聯合決策機理。

2 理論分析與研究假設

2.1 戰略差異度與風險承擔行為

本研究結合企業行為理論和最優區分理論觀點,探討戰略差異度對于進取式風險承擔行為與越軌式風險承擔行為的影響機制。借鑒XU等[4]與REN等[5]的研究設計,將創新投入視為進取式風險承擔行為,將尋租支出視為越軌式風險承擔行為,以期厘清戰略差異度和兩種風險承擔行為間的復雜關系并提出相應假設。

(1)戰略差異度與創新投入研發創新被廣泛認為是培養吸收能力和提升競爭優勢的關鍵風險活動。盡管創新活動具備高投入、長回報周期和高度不確定性的回報風險[15],但創新有利于組織更新及重新配置組織資源、能力和慣例,以更好地抓住競爭機會[4]。企業采取高度差異化戰略表明,其已準備好面對改革和創新所帶來的風險,并期望通過創新等風險活動提升未來競爭優勢。綜上分析,本研究認為,對于提升競爭優勢的主動期望會促使戰略差異企業提高創新投入。據此,提出如下假設:

假設1戰略差異度對企業創新投入有正向影響。

(2)戰略差異度與尋租支出根據最優區分理論,企業實施差異化戰略的過程中背離了既有規范與實踐,其組織合法性必然面臨挑戰[6, 9]。已有研究指出,戰略差異企業面臨著更多來自外部利益相關者的關注,可能會受到股東、監事會、外部媒體以及監管部門等不同主體更密切地審查[8, 16]。因此,隨著戰略差異度的提升,企業所面臨的合法性壓力也隨之升高,引發其規避或彌補合法性損失的被動期望。

由于尋租可為企業帶來融資便利、政府補貼及市場保護等收益,已成為屢禁不止的市場亂象之一[17]。然而,隨著我國反腐敗政策的強力監管,企業尋租行為一旦曝光,將會導致嚴重的合法性損失,引發外部利益相關者對企業整體道德操守的批評和懷疑。一方面,由于偏離了行業常規,戰略差異度高的企業受到外部利益相關者更高程度的關注和審查,其尋租行為曝光將增加高管職業風險,也會使企業喪失更多的合法性。因此,為規避進一步的合法性損失,戰略差異企業會盡量避免尋租行為。另一方面,根據最優區分理論中的“戰略協奏”觀點,企業在某個戰略上的差異化可以通過協調其他維度戰略資源來獲取合法性而互補[9, 10]。因此,為彌補因戰略差異化而引起的合法性損失,戰略差異企業會降低尋租行為。綜上分析,本研究認為,合法性擔憂會促使戰略差異度企業減少尋租支出。據此,提出如下假設:

假設2戰略差異度對企業尋租支出有負向影響。

2.2 所有權結構的調節作用

進一步地,企業行為理論還包含另一關鍵論點,即企業中存在多個決策群體,多個群體間的風險偏好與利益訴求可能互相沖突,引起不同群體關于決策的協商及博弈[2, 12],最終導致風險承擔行為導向的變化。其中,股東是企業參與冒險行為而產生的不確定風險的最終承擔者,因此高度重視對于風險承擔行為的主導權與聯合決策權[18, 19]?？毓晒蓶|或重要投資者因具備較高比例股權,對于企業冒險行為的監督和決策重視程度更高。據此,本研究聚焦于兩類具備明顯風險偏好特征的重要股東,即機構投資者與國有控股股東,探索兩者股權在戰略差異度及風險承擔行為關系中的調節效應。

(1)機構投資者持股的調節作用已有研究指出,機構投資者是公司治理的重要參與者之一,但頻繁的信息披露要求及巨大的業績壓力使得機構投資者呈現出短視的特征[20]。進一步地,其短視特征會通過直接干預或減持威脅而影響企業決策,導致企業戰略的短視行為[20]。當企業戰略差異度高時,其短期經營績效將會產生波動,此時,提升長期競爭優勢的期望與機構投資者的短視間可能存在利益沖突。

一方面,機構投資者的風險偏好特征影響戰略差異企業對創新活動的態度。由于機構投資者難以對研發投資的收益性進行評估,而其具備的短視特征可能會抑制企業創新投入[21, 22]。因此,盡管戰略差異企業仍然具備提升長期競爭優勢的主動期望,但不得不因機構投資者的干預而放棄部分創新投入。

另一方面,面對機構投資者的利益訴求,戰略差異企業承受了維持短期業績的壓力。首先,盡管尋租行為的曝光可能引起企業聲譽下跌,但其投入低、高杠桿、收益快的特征[4, 5]會誘惑決策者參與以應對短期績效的巨大壓力;其次,提升或彌補合法性需要企業的長期投資,這可以積累企業的聲譽資本[23]。短時間內尋租支出的下降不易被利益相關者察覺,且規避合法性的收益效果較小。在短期利益與彌補合法性的矛盾下,盡管戰略差異企業仍然具備規避合法性損失的被動期望,但績效壓力會使管理者犧牲短期利益而彌補合法性損失的動機減弱?；诖?提出如下假設:

假設3a機構投資者持股抑制了戰略差異度對創新投入的正向影響。

假設3b機構投資者持股抑制了戰略差異度對尋租支出的負向影響。

(2)產權性質的調節作用國有企業由國家政府部門進行注資,故其戰略定位與政府政策目標有著千絲萬縷的聯系。這也使得企業因產權性質不同而選擇不同的戰略定位及公司治理方式。

一方面,基于企業發展目標,國有企業對創新投入的態度相較非國有企業具有明顯差異。首先,在政府干預下,國有企業可能需要將資金投入到城市基礎設施建設,或者過度投資于帶動經濟發展的項目,這將擠出國有企業對創新活動的投入[24];其次,國有企業面臨著政府管制、稅收壓力與薪酬管制等負擔[25],導致其創新活動存在尾大不掉、資金受限、流程繁瑣、監管嚴格等問題。凡此種種會抑制國有企業決策者對于創新投入的積極性。

另一方面,基于固有的政治關聯,國有企業對于其參與尋租行為的審查監管和潛在成本更為樂觀。由于政府是國有企業的內部利益相關者,導致國有企業的尋租行為更易被隱藏,監管難度更大。此外,因為與政府直接關聯并得到政府支持,國有企業潛在地被認為“具有合法性,并得到創辦它們的政府機構的支持甚至保護”[26]?；诖?國有企業印象管理成本更低,面臨高額罰款、營業執照收回等風險的可能性更小,導致國有企業對尋租成本產生更為樂觀的估計,通過降低尋租支出而彌補合法性損失的動機更小?；谝陨戏治?提出如下假設:

假設4a國有產權抑制了戰略差異度對創新投入的正向影響。

假設4b國有產權抑制了戰略差異度對尋租支出的負向影響。

綜上分析,本研究構建如下理論模型(見圖1)。

圖1 理論模型

3 研究設計

3.1 樣本與數據來源

本研究選取2010～2020年滬深A股上市公司作為研究樣本,并且對樣本數據進行了如下篩選:①剔除了ST、*ST或PT的企業樣本;②由于金融行業執行的會計準則不同,故剔除了金融行業上市公司的樣本;③剔除了相關變量存在缺失值的樣本;④為消除異常值影響,對所有連續變量進行1%的縮尾處理。最終得到了21 020個企業-年度觀測樣本。本研究所使用的數據主要來自于CSMAR和WIND數據庫,招待費與差旅費數據來源于CNRDS數據庫。此外,使用Stata 17軟件進行數據處理分析。

3.2 變量測量

本研究各變量的測量如下。

(1)被解釋變量①創新投入。參考已有研究[3],本研究以創新活動投入的資金占當年企業營業收入的比率來衡量企業創新投入強度。②尋租支出。尋租支出是為獲得政府利益而聯系公職人員花費的支出[4, 17]。由于企業尋租支出具有隱蔽性,以異常的“業務招待費和差旅費”作為尋租支出的衡量標準,是目前文獻中的主流做法。據此,借鑒ZENG等[27]的研究模型,通過剝離招待費和差旅費中的正常商業招待費用及管理過度費用,進而捕捉企業尋租支出。模型如下:

ETCi,t=α0+α1EPi,t+α2OCi,t+α3BSi,t+α4SIi,t+

α5APi,t+α6ARi,t+∑IND+∑YE+εi,t,

(1)

式中,ETC代表招待費和差旅費總額與營業收入之比;i代表企業;t代表年份;α0表示常數項;α1～α6均表示系數;EP是前3名高管的薪酬總額與營業收入之比;OC是股權集中度(以前10名大股東持有的股權比例衡量);BS是董事會人數規模;SI是總資產的自然對數;AP是應付賬款與營業收入之比;AR是應收賬款與營業收入之比;IND和YE是兩組虛擬變量,用于控制行業與年份固定效應;ε為殘差項。

具體而言,管理過度支出可能取決于高管薪酬水平和公司治理結構,該模型通過高管薪酬、股權集中度和董事會規模捕獲這些特征。正常商業招待費用反映在與客戶及供應商的關系建立上,模型通過應付賬款、應收賬款以及企業規模來測算正常業務招待支出。行業和年份效應進一步排除了ETC在樣本期間不可觀測因素的影響。因此,在排除管理過度和正常商業招待的支出成分后,模型(1)的回歸殘差捕獲的ETC異常水平反映了企業尋租支出的程度或趨勢。

(2)解釋變量戰略差異度。本研究的戰略差異度指標參考了TANG等[7]、周升師等[28]的研究,通過計算企業在管理投入、廣告宣傳、資本密集度、固定資產更新、生產研發及財務杠桿6個領域資源配置的情況與對應行業平均水平的差距來衡量。該指標越大,表明企業戰略相較于行業平均水平的偏離程度越高。

(3)調節變量①機構投資者持股。借鑒曹豐等[29]的研究,以機構投資者的持股比例之和來衡量機構投資者持股。②國有產權。參考現有文獻[4],若上市公司控股股東為中央或地方政府,則取值為1,否則為0。

(4)控制變量本研究聚焦于企業層面、高管層面與董事會層面,控制了可能影響兩類風險承擔行為的相關變量。企業層面,控制了企業規模、企業年齡、審計質量以及松弛資源等變量。高管團隊層面,控制了CEO年齡、兩職合一、政治關聯、管理層變動和高管薪酬等變量。董事會層面,控制了董事會規模、獨立董事比例以及股權集中度等變量。

綜上,本研究所有變量釋義見表1。

表1 變量釋義

3.3 模型設計

通過對模型進行Hausman檢驗,結果在1%的水平顯著,表明相對于隨機效應模型,固定效應模型更優。具體而言,本研究建立了如下回歸模型以驗證研究假設:

CRBi,t=β0+β1DSi,t+∑βiControli,t+

∑FM+∑YE+εi,t;

(2)

CRBi,t=β0+β1DSi,t+β2MVi,t+β3DSi,t×MVi,t+

∑βiControli,t+∑FM+∑YE+εi,t,

(3)

式中,CRB指企業風險承擔行為,在對應的假設檢驗中分別代表創新投入或尋租支出;β0表示常數項;β1～β3、βi均表示系數;MV為調節變量,在檢驗假設3a和假設3b時代表機構投資者持股,在檢驗假設4a和假設4b時表示產權性質;Control代表控制變量。為避免時間因素或個體差異可能帶來的影響,研究模型中控制了企業個體固定效應(FM)。

模型(2)中,本研究關注的是系數符號β1。當因變量為創新投入時,若β1顯著為正,則本研究所提出的假設1得到了驗證;當因變量為尋租支出時,若β1顯著為負,則假設2得到驗證。模型(3)中重點關注系數β3,用來檢驗機構投資者持股(假設3a和假設3b)與產權性質(假設4a和假設4b)的調節作用。

4 實證檢驗與結果分析

4.1 描述性統計與相關性分析

變量的描述性統計結果見表2。由表2可知,企業創新投入(RD)的均值為4.749,說明中國上市企業的創新投入占企業營業收入的比例較小;此外,最大值為26.790,最小值為0.030,說明企業在創新投入上的差異較大。尋租支出(RS)的最大值為6.364,最小值為1.308,證明不同的上市公司之間存在著較大的差距。本研究主要解釋變量戰略差異度(DS)的最大值是最小值將近9倍,標準差為0.292,說明不同企業的戰略變化具有較大的差異性。另外,相關性分析數據表明,主要變量之間的相關系數均低于0.5,所有變量的VIF值均小于2.5,不存在明顯的多重共線性。

表2 描述性統計(N=21 020)

4.2 主要回歸結果

本研究各變量檢驗的主要回歸結果見表3。

表3 主要回歸結果(N=21 020)

(1)戰略差異度、創新投入與企業尋租由表3列(1)與列(3)可知,戰略差異度(DS)的回歸系數分別為2.001、1.959,均為正且在1%的水平上顯著,表明戰略差異度對創新投入有顯著的正向影響,假設1得以驗證。列(2)與列(4)結果顯示,戰略差異度(DS)的回歸系數分別為-0.320和-0.313,均為負且在1%的水平上顯著,表明戰略差異度對尋租支出有顯著的負向影響,假設2得以支持。

(2)機構投資者持股的調節效應由列(5)可知,戰略差異度對創新投入的影響在1%的水平上顯著為正,并且戰略差異度與機構投資者持股交乘項(DS×INST)的系數在1%的水平上顯著為負(β=-2.836,p<0.01),說明機構投資者持股削弱了戰略差異度對創新投入的正向影響。列(6)結果顯示,交乘項(DS×INST)的回歸系數在1%的水平上顯著為正(β=0.598,p<0.01),而戰略差異度對尋租支出的直接影響系數為負,表明機構投資者持股比例同樣削弱了戰略差異度對尋租支出的抑制作用。上述回歸結果支持了假設3a和假設3b。

(3)國有產權的調節效應由列(7)可知,戰略差異度對創新投入的影響在1%的水平上顯著為正,并且戰略差異度與產權性質交乘項(DS×SOE)的系數在1%的水平上顯著為負(β=-1.284,p<0.01),表明在國有企業中戰略差異度對創新投入的正向影響更弱。列(8)結果顯示,交乘項(DS×SOE)的回歸系數在1%的水平上顯著為正(β=0.291,p<0.01),表明在國有企業中戰略差異度對尋租支出的負向影響得到抑制。上述回歸結果支持了假設4a和假設4b。

4.3 內生性與穩健性檢驗

4.3.1內生性檢驗

(1)Heckman兩階段法為了排除樣本選擇偏差帶來的內生性問題,本研究進一步采用Heckman兩階段法緩解內生性問題。參考王化成等[30]的研究,在第一階段中,以當年戰略差異度的行業中位數定義了虛擬變量(DS_d)作為因變量,以戰略差異度的行業-年度均值(DS_m)作為排除性約束變量進行Probit回歸,計算出逆米爾斯比率(IMR);在第二階段中,將第一階段計算得出的逆米爾斯比率代入模型進行回歸,結果見表4中列(1)～列(3)。結果表明在引入了IMR之后,主要解釋變量對RD以及RS的回歸系數仍然在1%水平上顯著,假設1和假設2再次得到檢驗;在未報告的結果中,機構投資者持股與國有產權的調節作用仍然呈現出支持假設3和假設4的結果,驗證了上述結論的穩健性。

表4 內生性檢驗結果(N=21 020)

(2)工具變量法(2SLS)為了檢驗反向因果關系等帶來的內生性問題,本研究參照董雪雁等[8]的研究,選取樣本公司駐地省內其他公司的年平均DS水平(DS_p),作為戰略差異度的工具變量進行兩階段回歸法檢驗,結果見表4中的列(4)～列(6)。結果表明,工具變量DS_p與戰略差異度(DS)在1%的水平上呈現出正相關關系,并且弱工具變量檢驗結果拒絕弱工具變量假設;第二階段的結果表明,戰略差異度對創新投入的回歸系數仍然顯著為正,對尋租支出的回歸系數仍然顯著為負,主要結果在引入工具變量后依然較為穩健。

4.3.2穩健性檢驗

(1)戰略差異度的敏感性測試在構建戰略差異度指標時,其中的廣告宣傳投入及研發強度兩個方面采取的代理方式可能存在一定偏誤。為此,根據已有研究[7],本研究將這兩個維度的指標剔除,并重新計算各個企業的戰略差異度,然后再進行回歸分析,結果見表5中的列(1)和列(2)。結果顯示,減少戰略信息衡量維度之后,回歸結果基本不變。此外,考慮到企業在多個戰略維度上與行業的偏離程度可能存在差距,在計算戰略差異度指標時,最后一步取均值可能會平均資源配置差距較大維度的權重。由此,本研究將計算出的“六維度指標偏離行業的絕對值”進行加總(得到變量DS_s),再次進行回歸,其結果見表5的列(3)和列(4),所得結果與主要回歸結果一致。

表5 穩健性檢驗結果

(2)被解釋變量分位數回歸在多元線性回歸模型中,著重考查的是解釋變量對被解釋變量的條件期望的影響,這在一定程度上可能受到極端值的干擾。為解決這一問題,本研究采用面板分位數回歸的方式來進行穩健性檢驗,分別選取被解釋變量的中位數構建面板分位數函數,回歸結果見列(5)和列(6),其結果與前文的結論一致。

(3)滯后一期解釋變量進一步地,本研究將所有解釋變量滯后一期進行穩健性檢驗,回歸結果見列(7)和列(8)。結果顯示,創新投入(RD)為因變量時,戰略差異度(DS)的系數在5%的水平上顯著為正;尋租支出(RS)為因變量時,戰略差異度(DS)的系數在1%的水平上顯著為負,與本研究主效應回歸結果一致。

5 結語

綜上分析,本研究發現:①企業戰略差異度越大,其創新投入水平越高,即采取進取式風險承擔行為的動機更強;②企業戰略差異度越大,其尋租支出水平越低,具備抑制越軌式風險承擔行為的傾向;③受機構投資者短視主義的影響,戰略差異度對創新投入和尋租支出的影響效應,在機構投資者持股比例較低的時候更為明顯;④由于國有企業對兩類風險承擔行為的態度差異,戰略差異度對創新投入和尋租支出的影響效應在國有企業中得到抑制。通過系列穩健性檢驗后,本研究主要結論仍然成立。

本研究具有一定的實踐啟示:①對于企業而言,通過協調不同維度的風險活動有利于平衡競爭壓力與制度壓力。特別地,對于期望提升長期競爭優勢的企業來說,進取式風險承擔行為必不可少,然而此過程中針對合法性損失的規避不容忽視。企業可以通過區分不同冒險行為在獲取競爭優勢和合法性過程中的角色差異制定戰略,考慮多維度異質性資源的協奏互補。②對于監管部門而言,應重視捕捉企業決策主體的風險偏好特征,監管因其滋生的尋租亂象。本研究發現,戰略差異企業雖傾向于減少尋租活動,但機構投資者與國有產權卻抑制了這一影響。因此,相關監管部門應注意識別不同所有權結構帶來的負面效應,遏制投資短期主義及尋租樂觀態度,嚴厲打擊企業尋租腐敗行為。

本研究尚存在著一些局限性:首先,關于尋租支出的度量,在尋租、正常游說或關系拓展中所產生的費用之間找到適合的分界線存在較大難度[4],未來研究可以嘗試開發更客觀的衡量方法;其次,兩類風險承擔行為還包括其他風險投資活動,未來研究可基于兩類行為對比的研究視角,更為綜合地探索風險承擔行為的前因;最后,鑒于多元決策間存在聯合決策博弈,未來研究需關注更多決策群體,精細化決策群體分類,以增加探索多元決策群體關于企業行為聯合決策的互動機理。