战略差异度对企业风险承担行为的影响研究

王 冰 陈逢文 洪丛华

(1.重庆大学经济与工商管理学院; 2.深蓝汽车科技有限公司)

1 研究背景

风险承担行为是指企业为实现特定目标而从事的冒险行为,表现为企业对风险活动的投资[1]。企业在何种状态下会采取风险承担行为,这一直是企业管理领域重点探讨的议题之一,而来自企业行为理论的观点被广泛接受以研究该议题。企业行为理论指出,企业当前状态与期望参照点间的差距(期望反馈)导致决策者做出多种风险决策以寻找解决方案[2]。遵循此理论,越来越多的研究采用“期望-冒险”的逻辑框架探索企业承担或抑制风险行为的前因,其中,现有文献发现,来自决策者个体财富[3]、企业绩效[4]和股票市场[5]等层面的期望反馈会影响风险承担行为决策。

作为组织关于未来的决策模式,企业对其实施的战略也具备期望。当企业关注于未来发展并期望提升竞争优势时,管理者往往会采取“不谋于众”的差异化战略,以发现竞争机会[6],这种偏离行业常规战略的程度被称为战略差异度[7,8]。然而,最优区分理论指出,企业在发展过程中,需要平衡来自市场竞争的“差异化”压力与制度环境带来的“一致性”压力,企业实施差异化战略需背离既有规范或实践,从而承受制度压力带来的合法性挑战,这不利于企业制度保障及资源获取[9]。结合上述观点,本研究认为,战略差异度较高的企业(简称战略差异企业)具备两方面期望:一种是追求长期竞争优势的主动期望,另一种是规避合法性损失的被动期望[10]。

根据上述研究,尽管围绕“期望-冒险”这一逻辑框架的现有文献揭示了影响企业承担风险行为的重要前因,但两方面的问题仍然没有被充分探讨:一方面,从“期望”的出发视角而言,现有研究较少关注企业战略层面的期望,尤其是未充分探讨企业由于“竞争优势驱动”和“合法性驱动”两方面战略期望对风险承担行为的影响;另一方面,从“冒险”的立足视角而言,已有文献基于企业冒险动机,将风险承担行为划分为进取式冒险行为与越轨式冒险行为两类,前者是长期导向的合法风险投资,后者是短期导向的违规冒险活动[3～5]。虽然部分研究指出战略差异企业拥有积极的风险态度[6,7,11],却未考虑到其选择不同风险承担行为的可能性。因此,企业战略差异度是否对不同的风险承担行为都具有影响?为满足不同期望,战略差异企业在抉择风险行为时究竟有怎样的倾向?这些问题值得探究。

鉴于此,本研究尝试考察战略差异度对企业不同的风险承担行为,包括进取式与越轨式风险承担行为的影响。进一步地,聚焦于企业机构投资者持股与国有产权两种所有权结构对上述关系的调节作用,藉此考察股东群体的风险偏好对战略差异企业风险承担行为的联合影响。

本研究的贡献体现在:①丰富了基于“期望-冒险”逻辑框架的企业风险承担行为的研究。聚焦于战略差异度,本研究解析了战略差异企业关于提升竞争优势的主动期望,以及规避合法性损失的被动期望,拓展了期望反馈视角的企业风险承担行为研究。②综合两类风险承担行为,揭示了战略差异企业在选择不同冒险行为时的决策倾向。通过探讨战略差异度对于两类风险承担行为的作用机制,本研究揭示了战略差异企业在多维度互补差异化与一致性时呈现出的“小心翼翼进取”的冒险动机,为企业战略选择领域的研究提供了有益补充。③深入探讨了重要股东针对战略差异企业风险承担行为发挥的联合决策作用。企业行为理论强调,其他决策群体的风险偏好特征对企业冒险决策具备联合影响[12～14],本研究着重关注了机构投资者持股与国有产权所具备的风险偏好特征,明晰了战略差异企业管理者和重要股东间关于冒险决策的联合决策机理。

2 理论分析与研究假设

2.1 战略差异度与风险承担行为

本研究结合企业行为理论和最优区分理论观点,探讨战略差异度对于进取式风险承担行为与越轨式风险承担行为的影响机制。借鉴XU等[4]与REN等[5]的研究设计,将创新投入视为进取式风险承担行为,将寻租支出视为越轨式风险承担行为,以期厘清战略差异度和两种风险承担行为间的复杂关系并提出相应假设。

(1)战略差异度与创新投入研发创新被广泛认为是培养吸收能力和提升竞争优势的关键风险活动。尽管创新活动具备高投入、长回报周期和高度不确定性的回报风险[15],但创新有利于组织更新及重新配置组织资源、能力和惯例,以更好地抓住竞争机会[4]。企业采取高度差异化战略表明,其已准备好面对改革和创新所带来的风险,并期望通过创新等风险活动提升未来竞争优势。综上分析,本研究认为,对于提升竞争优势的主动期望会促使战略差异企业提高创新投入。据此,提出如下假设:

假设1战略差异度对企业创新投入有正向影响。

(2)战略差异度与寻租支出根据最优区分理论,企业实施差异化战略的过程中背离了既有规范与实践,其组织合法性必然面临挑战[6, 9]。已有研究指出,战略差异企业面临着更多来自外部利益相关者的关注,可能会受到股东、监事会、外部媒体以及监管部门等不同主体更密切地审查[8, 16]。因此,随着战略差异度的提升,企业所面临的合法性压力也随之升高,引发其规避或弥补合法性损失的被动期望。

由于寻租可为企业带来融资便利、政府补贴及市场保护等收益,已成为屡禁不止的市场乱象之一[17]。然而,随着我国反腐败政策的强力监管,企业寻租行为一旦曝光,将会导致严重的合法性损失,引发外部利益相关者对企业整体道德操守的批评和怀疑。一方面,由于偏离了行业常规,战略差异度高的企业受到外部利益相关者更高程度的关注和审查,其寻租行为曝光将增加高管职业风险,也会使企业丧失更多的合法性。因此,为规避进一步的合法性损失,战略差异企业会尽量避免寻租行为。另一方面,根据最优区分理论中的“战略协奏”观点,企业在某个战略上的差异化可以通过协调其他维度战略资源来获取合法性而互补[9, 10]。因此,为弥补因战略差异化而引起的合法性损失,战略差异企业会降低寻租行为。综上分析,本研究认为,合法性担忧会促使战略差异度企业减少寻租支出。据此,提出如下假设:

假设2战略差异度对企业寻租支出有负向影响。

2.2 所有权结构的调节作用

进一步地,企业行为理论还包含另一关键论点,即企业中存在多个决策群体,多个群体间的风险偏好与利益诉求可能互相冲突,引起不同群体关于决策的协商及博弈[2, 12],最终导致风险承担行为导向的变化。其中,股东是企业参与冒险行为而产生的不确定风险的最终承担者,因此高度重视对于风险承担行为的主导权与联合决策权[18, 19]。控股股东或重要投资者因具备较高比例股权,对于企业冒险行为的监督和决策重视程度更高。据此,本研究聚焦于两类具备明显风险偏好特征的重要股东,即机构投资者与国有控股股东,探索两者股权在战略差异度及风险承担行为关系中的调节效应。

(1)机构投资者持股的调节作用已有研究指出,机构投资者是公司治理的重要参与者之一,但频繁的信息披露要求及巨大的业绩压力使得机构投资者呈现出短视的特征[20]。进一步地,其短视特征会通过直接干预或减持威胁而影响企业决策,导致企业战略的短视行为[20]。当企业战略差异度高时,其短期经营绩效将会产生波动,此时,提升长期竞争优势的期望与机构投资者的短视间可能存在利益冲突。

一方面,机构投资者的风险偏好特征影响战略差异企业对创新活动的态度。由于机构投资者难以对研发投资的收益性进行评估,而其具备的短视特征可能会抑制企业创新投入[21, 22]。因此,尽管战略差异企业仍然具备提升长期竞争优势的主动期望,但不得不因机构投资者的干预而放弃部分创新投入。

另一方面,面对机构投资者的利益诉求,战略差异企业承受了维持短期业绩的压力。首先,尽管寻租行为的曝光可能引起企业声誉下跌,但其投入低、高杠杆、收益快的特征[4, 5]会诱惑决策者参与以应对短期绩效的巨大压力;其次,提升或弥补合法性需要企业的长期投资,这可以积累企业的声誉资本[23]。短时间内寻租支出的下降不易被利益相关者察觉,且规避合法性的收益效果较小。在短期利益与弥补合法性的矛盾下,尽管战略差异企业仍然具备规避合法性损失的被动期望,但绩效压力会使管理者牺牲短期利益而弥补合法性损失的动机减弱。基于此,提出如下假设:

假设3a机构投资者持股抑制了战略差异度对创新投入的正向影响。

假设3b机构投资者持股抑制了战略差异度对寻租支出的负向影响。

(2)产权性质的调节作用国有企业由国家政府部门进行注资,故其战略定位与政府政策目标有着千丝万缕的联系。这也使得企业因产权性质不同而选择不同的战略定位及公司治理方式。

一方面,基于企业发展目标,国有企业对创新投入的态度相较非国有企业具有明显差异。首先,在政府干预下,国有企业可能需要将资金投入到城市基础设施建设,或者过度投资于带动经济发展的项目,这将挤出国有企业对创新活动的投入[24];其次,国有企业面临着政府管制、税收压力与薪酬管制等负担[25],导致其创新活动存在尾大不掉、资金受限、流程繁琐、监管严格等问题。凡此种种会抑制国有企业决策者对于创新投入的积极性。

另一方面,基于固有的政治关联,国有企业对于其参与寻租行为的审查监管和潜在成本更为乐观。由于政府是国有企业的内部利益相关者,导致国有企业的寻租行为更易被隐藏,监管难度更大。此外,因为与政府直接关联并得到政府支持,国有企业潜在地被认为“具有合法性,并得到创办它们的政府机构的支持甚至保护”[26]。基于此,国有企业印象管理成本更低,面临高额罚款、营业执照收回等风险的可能性更小,导致国有企业对寻租成本产生更为乐观的估计,通过降低寻租支出而弥补合法性损失的动机更小。基于以上分析,提出如下假设:

假设4a国有产权抑制了战略差异度对创新投入的正向影响。

假设4b国有产权抑制了战略差异度对寻租支出的负向影响。

综上分析,本研究构建如下理论模型(见图1)。

图1 理论模型

3 研究设计

3.1 样本与数据来源

本研究选取2010～2020年沪深A股上市公司作为研究样本,并且对样本数据进行了如下筛选:①剔除了ST、*ST或PT的企业样本;②由于金融行业执行的会计准则不同,故剔除了金融行业上市公司的样本;③剔除了相关变量存在缺失值的样本;④为消除异常值影响,对所有连续变量进行1%的缩尾处理。最终得到了21 020个企业-年度观测样本。本研究所使用的数据主要来自于CSMAR和WIND数据库,招待费与差旅费数据来源于CNRDS数据库。此外,使用Stata 17软件进行数据处理分析。

3.2 变量测量

本研究各变量的测量如下。

(1)被解释变量①创新投入。参考已有研究[3],本研究以创新活动投入的资金占当年企业营业收入的比率来衡量企业创新投入强度。②寻租支出。寻租支出是为获得政府利益而联系公职人员花费的支出[4, 17]。由于企业寻租支出具有隐蔽性,以异常的“业务招待费和差旅费”作为寻租支出的衡量标准,是目前文献中的主流做法。据此,借鉴ZENG等[27]的研究模型,通过剥离招待费和差旅费中的正常商业招待费用及管理过度费用,进而捕捉企业寻租支出。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代表招待费和差旅费总额与营业收入之比;i代表企业;t代表年份;α0表示常数项;α1～α6均表示系数;EP是前3名高管的薪酬总额与营业收入之比;OC是股权集中度(以前10名大股东持有的股权比例衡量);BS是董事会人数规模;SI是总资产的自然对数;AP是应付账款与营业收入之比;AR是应收账款与营业收入之比;IND和YE是两组虚拟变量,用于控制行业与年份固定效应;ε为残差项。

具体而言,管理过度支出可能取决于高管薪酬水平和公司治理结构,该模型通过高管薪酬、股权集中度和董事会规模捕获这些特征。正常商业招待费用反映在与客户及供应商的关系建立上,模型通过应付账款、应收账款以及企业规模来测算正常业务招待支出。行业和年份效应进一步排除了ETC在样本期间不可观测因素的影响。因此,在排除管理过度和正常商业招待的支出成分后,模型(1)的回归残差捕获的ETC异常水平反映了企业寻租支出的程度或趋势。

(2)解释变量战略差异度。本研究的战略差异度指标参考了TANG等[7]、周升师等[28]的研究,通过计算企业在管理投入、广告宣传、资本密集度、固定资产更新、生产研发及财务杠杆6个领域资源配置的情况与对应行业平均水平的差距来衡量。该指标越大,表明企业战略相较于行业平均水平的偏离程度越高。

(3)调节变量①机构投资者持股。借鉴曹丰等[29]的研究,以机构投资者的持股比例之和来衡量机构投资者持股。②国有产权。参考现有文献[4],若上市公司控股股东为中央或地方政府,则取值为1,否则为0。

(4)控制变量本研究聚焦于企业层面、高管层面与董事会层面,控制了可能影响两类风险承担行为的相关变量。企业层面,控制了企业规模、企业年龄、审计质量以及松弛资源等变量。高管团队层面,控制了CEO年龄、两职合一、政治关联、管理层变动和高管薪酬等变量。董事会层面,控制了董事会规模、独立董事比例以及股权集中度等变量。

综上,本研究所有变量释义见表1。

表1 变量释义

3.3 模型设计

通过对模型进行Hausman检验,结果在1%的水平显著,表明相对于随机效应模型,固定效应模型更优。具体而言,本研究建立了如下回归模型以验证研究假设:

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指企业风险承担行为,在对应的假设检验中分别代表创新投入或寻租支出;β0表示常数项;β1～β3、βi均表示系数;MV为调节变量,在检验假设3a和假设3b时代表机构投资者持股,在检验假设4a和假设4b时表示产权性质;Control代表控制变量。为避免时间因素或个体差异可能带来的影响,研究模型中控制了企业个体固定效应(FM)。

模型(2)中,本研究关注的是系数符号β1。当因变量为创新投入时,若β1显著为正,则本研究所提出的假设1得到了验证;当因变量为寻租支出时,若β1显著为负,则假设2得到验证。模型(3)中重点关注系数β3,用来检验机构投资者持股(假设3a和假设3b)与产权性质(假设4a和假设4b)的调节作用。

4 实证检验与结果分析

4.1 描述性统计与相关性分析

变量的描述性统计结果见表2。由表2可知,企业创新投入(RD)的均值为4.749,说明中国上市企业的创新投入占企业营业收入的比例较小;此外,最大值为26.790,最小值为0.030,说明企业在创新投入上的差异较大。寻租支出(RS)的最大值为6.364,最小值为1.308,证明不同的上市公司之间存在着较大的差距。本研究主要解释变量战略差异度(DS)的最大值是最小值将近9倍,标准差为0.292,说明不同企业的战略变化具有较大的差异性。另外,相关性分析数据表明,主要变量之间的相关系数均低于0.5,所有变量的VIF值均小于2.5,不存在明显的多重共线性。

表2 描述性统计(N=21 020)

4.2 主要回归结果

本研究各变量检验的主要回归结果见表3。

表3 主要回归结果(N=21 020)

(1)战略差异度、创新投入与企业寻租由表3列(1)与列(3)可知,战略差异度(DS)的回归系数分别为2.001、1.959,均为正且在1%的水平上显著,表明战略差异度对创新投入有显著的正向影响,假设1得以验证。列(2)与列(4)结果显示,战略差异度(DS)的回归系数分别为-0.320和-0.313,均为负且在1%的水平上显著,表明战略差异度对寻租支出有显著的负向影响,假设2得以支持。

(2)机构投资者持股的调节效应由列(5)可知,战略差异度对创新投入的影响在1%的水平上显著为正,并且战略差异度与机构投资者持股交乘项(DS×INST)的系数在1%的水平上显著为负(β=-2.836,p<0.01),说明机构投资者持股削弱了战略差异度对创新投入的正向影响。列(6)结果显示,交乘项(DS×INST)的回归系数在1%的水平上显著为正(β=0.598,p<0.01),而战略差异度对寻租支出的直接影响系数为负,表明机构投资者持股比例同样削弱了战略差异度对寻租支出的抑制作用。上述回归结果支持了假设3a和假设3b。

(3)国有产权的调节效应由列(7)可知,战略差异度对创新投入的影响在1%的水平上显著为正,并且战略差异度与产权性质交乘项(DS×SOE)的系数在1%的水平上显著为负(β=-1.284,p<0.01),表明在国有企业中战略差异度对创新投入的正向影响更弱。列(8)结果显示,交乘项(DS×SOE)的回归系数在1%的水平上显著为正(β=0.291,p<0.01),表明在国有企业中战略差异度对寻租支出的负向影响得到抑制。上述回归结果支持了假设4a和假设4b。

4.3 内生性与稳健性检验

4.3.1内生性检验

(1)Heckman两阶段法为了排除样本选择偏差带来的内生性问题,本研究进一步采用Heckman两阶段法缓解内生性问题。参考王化成等[30]的研究,在第一阶段中,以当年战略差异度的行业中位数定义了虚拟变量(DS_d)作为因变量,以战略差异度的行业-年度均值(DS_m)作为排除性约束变量进行Probit回归,计算出逆米尔斯比率(IMR);在第二阶段中,将第一阶段计算得出的逆米尔斯比率代入模型进行回归,结果见表4中列(1)～列(3)。结果表明在引入了IMR之后,主要解释变量对RD以及RS的回归系数仍然在1%水平上显著,假设1和假设2再次得到检验;在未报告的结果中,机构投资者持股与国有产权的调节作用仍然呈现出支持假设3和假设4的结果,验证了上述结论的稳健性。

表4 内生性检验结果(N=21 020)

(2)工具变量法(2SLS)为了检验反向因果关系等带来的内生性问题,本研究参照董雪雁等[8]的研究,选取样本公司驻地省内其他公司的年平均DS水平(DS_p),作为战略差异度的工具变量进行两阶段回归法检验,结果见表4中的列(4)～列(6)。结果表明,工具变量DS_p与战略差异度(DS)在1%的水平上呈现出正相关关系,并且弱工具变量检验结果拒绝弱工具变量假设;第二阶段的结果表明,战略差异度对创新投入的回归系数仍然显著为正,对寻租支出的回归系数仍然显著为负,主要结果在引入工具变量后依然较为稳健。

4.3.2稳健性检验

(1)战略差异度的敏感性测试在构建战略差异度指标时,其中的广告宣传投入及研发强度两个方面采取的代理方式可能存在一定偏误。为此,根据已有研究[7],本研究将这两个维度的指标剔除,并重新计算各个企业的战略差异度,然后再进行回归分析,结果见表5中的列(1)和列(2)。结果显示,减少战略信息衡量维度之后,回归结果基本不变。此外,考虑到企业在多个战略维度上与行业的偏离程度可能存在差距,在计算战略差异度指标时,最后一步取均值可能会平均资源配置差距较大维度的权重。由此,本研究将计算出的“六维度指标偏离行业的绝对值”进行加总(得到变量DS_s),再次进行回归,其结果见表5的列(3)和列(4),所得结果与主要回归结果一致。

表5 稳健性检验结果

(2)被解释变量分位数回归在多元线性回归模型中,着重考查的是解释变量对被解释变量的条件期望的影响,这在一定程度上可能受到极端值的干扰。为解决这一问题,本研究采用面板分位数回归的方式来进行稳健性检验,分别选取被解释变量的中位数构建面板分位数函数,回归结果见列(5)和列(6),其结果与前文的结论一致。

(3)滞后一期解释变量进一步地,本研究将所有解释变量滞后一期进行稳健性检验,回归结果见列(7)和列(8)。结果显示,创新投入(RD)为因变量时,战略差异度(DS)的系数在5%的水平上显著为正;寻租支出(RS)为因变量时,战略差异度(DS)的系数在1%的水平上显著为负,与本研究主效应回归结果一致。

5 结语

综上分析,本研究发现:①企业战略差异度越大,其创新投入水平越高,即采取进取式风险承担行为的动机更强;②企业战略差异度越大,其寻租支出水平越低,具备抑制越轨式风险承担行为的倾向;③受机构投资者短视主义的影响,战略差异度对创新投入和寻租支出的影响效应,在机构投资者持股比例较低的时候更为明显;④由于国有企业对两类风险承担行为的态度差异,战略差异度对创新投入和寻租支出的影响效应在国有企业中得到抑制。通过系列稳健性检验后,本研究主要结论仍然成立。

本研究具有一定的实践启示:①对于企业而言,通过协调不同维度的风险活动有利于平衡竞争压力与制度压力。特别地,对于期望提升长期竞争优势的企业来说,进取式风险承担行为必不可少,然而此过程中针对合法性损失的规避不容忽视。企业可以通过区分不同冒险行为在获取竞争优势和合法性过程中的角色差异制定战略,考虑多维度异质性资源的协奏互补。②对于监管部门而言,应重视捕捉企业决策主体的风险偏好特征,监管因其滋生的寻租乱象。本研究发现,战略差异企业虽倾向于减少寻租活动,但机构投资者与国有产权却抑制了这一影响。因此,相关监管部门应注意识别不同所有权结构带来的负面效应,遏制投资短期主义及寻租乐观态度,严厉打击企业寻租腐败行为。

本研究尚存在着一些局限性:首先,关于寻租支出的度量,在寻租、正常游说或关系拓展中所产生的费用之间找到适合的分界线存在较大难度[4],未来研究可以尝试开发更客观的衡量方法;其次,两类风险承担行为还包括其他风险投资活动,未来研究可基于两类行为对比的研究视角,更为综合地探索风险承担行为的前因;最后,鉴于多元决策间存在联合决策博弈,未来研究需关注更多决策群体,精细化决策群体分类,以增加探索多元决策群体关于企业行为联合决策的互动机理。