期望差距與企業(yè)家的風(fēng)險(xiǎn)決策偏好——基于中國家族上市公司的數(shù)據(jù)分析

賀小剛, 連燕玲, 呂斐斐

(1. 上海財(cái)經(jīng)大學(xué)國際工商管理學(xué)院, 上海 200433; 2. 上海財(cái)經(jīng)大學(xué)浙江學(xué)院, 金華 321019;3. 華東師范大學(xué)商學(xué)院, 上海 200062)

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期望差距與企業(yè)家的風(fēng)險(xiǎn)決策偏好
——基于中國家族上市公司的數(shù)據(jù)分析

賀小剛1, 2, 連燕玲3, 呂斐斐1, 2

(1. 上海財(cái)經(jīng)大學(xué)國際工商管理學(xué)院, 上海 200433; 2. 上海財(cái)經(jīng)大學(xué)浙江學(xué)院, 金華 321019;3. 華東師范大學(xué)商學(xué)院, 上海 200062)

探討了期望差距與企業(yè)家創(chuàng)新性活動(dòng)和破壞性活動(dòng)之間的關(guān)系,以及政治關(guān)聯(lián)在其間的調(diào)節(jié)作用.基于中國家族上市公司的數(shù)據(jù)分析得到以下結(jié)論:第1,在期望落差及歷史期望順差的狀態(tài)下,企業(yè)家都將隨著差距的增加而冒險(xiǎn)地從事創(chuàng)新性活動(dòng)、破壞性活動(dòng),但隨著行業(yè)期望順差的增加，冒險(xiǎn)性行為則降低了；第2,企業(yè)家在落差狀態(tài)下的破壞性活動(dòng)的邊際效應(yīng)高于順境狀態(tài);行業(yè)期望落差狀態(tài)下創(chuàng)新性活動(dòng)的邊際效應(yīng)小于行業(yè)期望順差狀態(tài),但這種創(chuàng)新活動(dòng)的邊際效應(yīng)在歷史期望狀態(tài)下則更大；第3,政治關(guān)聯(lián)在期望差距與企業(yè)家風(fēng)險(xiǎn)決策偏好之間起到顯著的調(diào)節(jié)作用,尤其在期望落差狀態(tài)下它更加遏制了企業(yè)家冒險(xiǎn)從事創(chuàng)新性活動(dòng)的動(dòng)力,而誘使他們將資源配置到破壞性活動(dòng)之中.

期望差距; 風(fēng)險(xiǎn)決策偏好; 企業(yè)家行為; 政治關(guān)聯(lián); 家族企業(yè)

0　引　言

影響冒險(xiǎn)決策的因素是什么？這是個(gè)經(jīng)典的學(xué)術(shù)問題. Hoppe[1]的研究發(fā)現(xiàn)人類的目標(biāo)會影響到?jīng)Q策判斷, 并且在早期的心理學(xué)家看來, 目標(biāo)水平就是個(gè)體對其正常能力的評估與其可感知的理想績效之間的某個(gè)值[2]. 目標(biāo)水平的概念由Simon[3]引入組織行為的研究中, 他認(rèn)為決策者一般將產(chǎn)出的結(jié)果分為滿意或不滿意兩種狀態(tài), 然后根據(jù)所處狀態(tài)的不同而采取不同的決策行為. 這些理論觀點(diǎn)后來由Cyert 和 March[5]、Levinthal 和 March[5]總結(jié)成為可檢驗(yàn)的數(shù)學(xué)命題, 并廣泛運(yùn)用于組織行為的研究中[6-9], 成為企業(yè)行為理論的主要思想觀點(diǎn)之一. Kahneman 和 Tversky[10]所提出的前景理論又進(jìn)一步豐富了人類決策行為的研究成果, 他們在價(jià)值函數(shù)中基于參照點(diǎn)將決策狀態(tài)細(xì)分為獲益與損失兩種情況, 這種思想及有關(guān)冒險(xiǎn)行為的相關(guān)研究成果成為后來很多學(xué)者探討組織冒險(xiǎn)決策行為的理論基礎(chǔ)[7,11]. Hart和Moore[12]結(jié)合行為經(jīng)濟(jì)學(xué)的研究成果將參照點(diǎn)引入到企業(yè)理論之后, 學(xué)者們對于企業(yè)組織行為, 比如套牢[13]等有了更為深入的理解.

組織是目標(biāo)導(dǎo)向體系, 它們習(xí)慣于用簡單化了的規(guī)則去調(diào)整決策行為, 參照點(diǎn)就自然在此過程中顯著地影響到?jīng)Q策者的行為判斷[12]. 基于實(shí)際業(yè)績與某一參照點(diǎn)——經(jīng)常的就是期望水平的相對差異進(jìn)行反饋, 這是行為決策理論的精髓[7,14-17]. 但縱觀前期的研究, 發(fā)現(xiàn)多年來許多學(xué)者對于冒險(xiǎn)決策行為的理解是比較簡單的, 即主要考慮到了積極的生產(chǎn)性投資決策, 如技術(shù)研發(fā)等創(chuàng)新活動(dòng), 而很少基于Baumol[18]的企業(yè)家創(chuàng)新學(xué)說而構(gòu)建理論框架, 他認(rèn)為企業(yè)家除了創(chuàng)新活動(dòng)之外還可能冒險(xiǎn)從事非生產(chǎn)性的、破壞性的活動(dòng)[18]. 經(jīng)濟(jì)學(xué)者對企業(yè)家的這些非正式經(jīng)濟(jì)活動(dòng)給予很大的關(guān)注, 但他們主要是從制度環(huán)境角度, 比如從法律與制度的完備性及其執(zhí)行效率、金融市場的發(fā)達(dá)程度等角度研究企業(yè)家的冒險(xiǎn)行為[19-21]. 壓力理論[22]、行為經(jīng)濟(jì)學(xué)[23]等也對企業(yè)家為何冒險(xiǎn)從事破壞性活動(dòng)進(jìn)行了比較深入的解釋, 但即使如此, 有關(guān)企業(yè)家冒險(xiǎn)決策的綜合模型, 即同時(shí)將企業(yè)家的創(chuàng)新性活動(dòng)與破壞性活動(dòng)納入研究模型的分析并不多見.

本文擬基于企業(yè)行為理論、前景理論、參照點(diǎn)合約理論等探討以下問題: 企業(yè)的經(jīng)營期望差距與企業(yè)家的風(fēng)險(xiǎn)決策偏好存在什么關(guān)系？這種關(guān)系受到何種因素的制約？將企業(yè)家的破壞性活動(dòng)納入期望差距與冒險(xiǎn)決策的研究模型, 并將其與研發(fā)等創(chuàng)新性活動(dòng)進(jìn)行比較, 這種分析思路拓展了前期的理論研究框架; 提出了制約期望差距與企業(yè)家的風(fēng)險(xiǎn)決策偏好之間關(guān)系的重要因素為政治關(guān)聯(lián), 這就在一定程度上豐富了Greve[24]等的研究成果. 下文將首先基于文獻(xiàn)梳理、從理論上探討期望差距與企業(yè)家風(fēng)險(xiǎn)決策偏好之間的邏輯關(guān)系以及政治關(guān)聯(lián)在其間的調(diào)節(jié)作用。然后說明數(shù)據(jù)來源與模型構(gòu)建, 并基于實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果進(jìn)行討論.

1　文獻(xiàn)與理論假設(shè)

基于Schumpeter[25]的經(jīng)典理論, 可以認(rèn)為企業(yè)家的研發(fā)投資決策將受到經(jīng)營業(yè)績的制約. 不過至于到底是何種經(jīng)營狀況影響到企業(yè)家的決策行為, 以往的研究結(jié)論并不一致. 一些學(xué)者發(fā)現(xiàn)企業(yè)績效促進(jìn)了企業(yè)家對研發(fā)的投入[26-29],另外一些學(xué)者則發(fā)現(xiàn)企業(yè)績效負(fù)面地影響到后續(xù)的研發(fā)投入[30-31]. 之所以出現(xiàn)這種相互矛盾的結(jié)論, 重要的原因在于不同學(xué)者對經(jīng)營業(yè)績的理解存在差異[32]. 企業(yè)行為理論、前景理論為更加客觀地深入分析決策者的行為提供了新的視角, 它已被許多學(xué)者用來分析企業(yè)管理者的風(fēng)險(xiǎn)偏好問題[7-8,33-38]. 這些理論主要認(rèn)為, 決策者并不一定是基于利潤最大化去求解具體的決策方案, 而往往是根據(jù)企業(yè)的實(shí)際經(jīng)營狀況與某一參照點(diǎn), 即期望水平相比較的結(jié)果以界定自身的經(jīng)營狀況為：成功或失敗、有利或不利、滿意或不滿意[15,39]. 人類是基于業(yè)績反饋的信息而調(diào)整決策行為的, 為此，決策行為將取決于業(yè)績是高于還是低于某一參照點(diǎn)水平[10,40-41]. 同時(shí), 參照點(diǎn)契約理論[12-13]也為進(jìn)一步分析決策者的行為選擇, 比如投機(jī)、敲竹杠等提供了相應(yīng)的理論依據(jù).

1.1期望落差與企業(yè)家的風(fēng)險(xiǎn)決策偏好

企業(yè)行為理論與前景理論的基本觀點(diǎn)，是認(rèn)為如果企業(yè)的經(jīng)營業(yè)績低于期望水平則管理者就傾向于通過冒險(xiǎn)的方式以解決問題[43], 這一觀點(diǎn)已廣泛地運(yùn)用到了組織變革與創(chuàng)新、資本投資等分析之中[4,8]. 有關(guān)中國私營企業(yè)是否具有創(chuàng)新精神仍舊存在爭議, 但本文認(rèn)為, 當(dāng)企業(yè)處于期望落差, 即實(shí)際業(yè)績低于期望水平的狀態(tài)下, 這些企業(yè)的企業(yè)家將具有明顯的冒險(xiǎn)創(chuàng)新動(dòng)力, 這是因?yàn)? 第1, 中國的私營企業(yè)大多為家族成員所控制, 這些企業(yè)主及其家庭成員旨在追求社會情感財(cái)富, 比如家族影響力、家族成員的情感依附、家族的王朝承續(xù)與繁榮等, 所以社會情感財(cái)富往往成為家族成員的重要決策參照點(diǎn)[44]. 當(dāng)企業(yè)處于期望落差的狀態(tài)下, 這些企業(yè)家將有強(qiáng)烈的動(dòng)力去從事創(chuàng)造性生產(chǎn)活動(dòng)以維持經(jīng)營, 否則社會情感財(cái)富這種非經(jīng)濟(jì)利益的訴求就無法持續(xù)地實(shí)現(xiàn). 第2, 私營企業(yè)主往往具有長期經(jīng)營理念, 即他們不會輕易退出經(jīng)營領(lǐng)域, 而要確保長期經(jīng)營目標(biāo)的實(shí)現(xiàn)則務(wù)必進(jìn)行持續(xù)的創(chuàng)新[45-46], 尤其是在企業(yè)的期望水平?jīng)]有得到實(shí)現(xiàn)的情況下. 第3, 在企業(yè)的實(shí)際業(yè)績低于期望水平時(shí), 企業(yè)主及其家族成員的目標(biāo)與企業(yè)的目標(biāo)趨于一致, 各利益相關(guān)者可以低交易成本地就研發(fā)等創(chuàng)新活動(dòng)達(dá)成合約[47], 因?yàn)槊半U(xiǎn)創(chuàng)新是解決困境的重要途徑之一.

值得注意的是企業(yè)家的冒險(xiǎn)行為不僅僅體現(xiàn)在積極的創(chuàng)新活動(dòng)中, 還體現(xiàn)在從事消極的、社會所不認(rèn)可的破壞性活動(dòng)中. 這些破壞性活動(dòng)在中國經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型期是非常普遍的現(xiàn)象[48-51]. 但遺憾的是許多學(xué)者在這個(gè)領(lǐng)域并沒有清楚地說明這些破壞性生產(chǎn)活動(dòng)與期望差距之間的關(guān)系[52]. 本文認(rèn)為, 期望落差的出現(xiàn)將進(jìn)一步提高企業(yè)家冒險(xiǎn)從事破壞性活動(dòng)的動(dòng)機(jī), 這主要因?yàn)? 決策者是損失規(guī)避者而不是財(cái)富的最大化追求者[53], 當(dāng)他們面臨確定的損失或已經(jīng)經(jīng)歷了這些損失時(shí)便傾向于變得能夠忍受風(fēng)險(xiǎn), 并傾向于采取更為主動(dòng)的方法以減少損失或重新奪回失去的利益[54], 即使這樣會犧牲其他人的利益[10,55-56]. 這與“最后期限假說”的結(jié)論一致[57], 即期望落差往往成為企業(yè)家從事破壞性生產(chǎn)活動(dòng)的導(dǎo)火線. 另外, 處于經(jīng)營期望落差狀態(tài)下的企業(yè)家將面臨很大的壓力[58], 這種壓力將促使他們做出違背社會規(guī)范的冒險(xiǎn)決策[22]. 從一些經(jīng)驗(yàn)研究結(jié)果來看, 本文的假說也是成立的. 比如Harris 和Bromiley[52]的經(jīng)驗(yàn)研究發(fā)現(xiàn), 當(dāng)企業(yè)的業(yè)績低于期望水平時(shí)就會提高破壞性活動(dòng)(如財(cái)務(wù)誤報(bào))的可能性; Kellermanns等[59]則認(rèn)為, 對于那些由企業(yè)主及其家族成員所控制的企業(yè)而言, 由于他們在決策過程中以社會情感財(cái)富作為主要的參照點(diǎn), 這就導(dǎo)致他們在經(jīng)營業(yè)績出現(xiàn)落差時(shí)傾向于為了社會情感財(cái)富而表現(xiàn)出消極的、投機(jī)的、甚至是犧牲其他利益相關(guān)者財(cái)富的行為. 另外, 在參照點(diǎn)契約理論看來, 作為企業(yè)的重要參與者, 一旦民營企業(yè)家感知到無法分享到其初始合約中的基本權(quán)利, 比如其未來收益一旦向下偏離參照基準(zhǔn)、達(dá)不到預(yù)期目標(biāo)時(shí), 他們在后續(xù)的工作過程中就傾向于采取投機(jī)的行為, 如報(bào)復(fù)、減少合作, 減少專有性資產(chǎn)的投入, 敷衍了事而不是盡職盡力[12]. 所以在這種背景下企業(yè)家的破壞性活動(dòng)將趨于增加.

基于上述分析,本文得到假設(shè)1.

H1經(jīng)營業(yè)績與期望水平的落差越大, 企業(yè)家冒險(xiǎn)從事創(chuàng)新性活動(dòng)的動(dòng)力及破壞性活動(dòng)的動(dòng)機(jī)也將越強(qiáng).

1.2期望順差與企業(yè)家的風(fēng)險(xiǎn)決策偏好

處于績優(yōu)狀態(tài)下的企業(yè)家是否仍有冒險(xiǎn)決策的動(dòng)機(jī)或動(dòng)力, 這是個(gè)仍舊沒有解決的問題. 冗余資源引致創(chuàng)新的假說認(rèn)為高業(yè)績會導(dǎo)致企業(yè)家冒險(xiǎn)從事變革行為, 因?yàn)檫@樣做即使出現(xiàn)了失誤也不至于今后的業(yè)績就一定會低于期望水平. 但這種觀點(diǎn)很容易遭到質(zhì)疑, 因?yàn)檫^剩的資源提高了企業(yè)組織與其他權(quán)力機(jī)構(gòu)的談判力, 所以它們獲取資源的成本大大降低了, 如此其創(chuàng)新的動(dòng)力也就減少了[61]. 如Caves等[62]的研究發(fā)現(xiàn), 業(yè)績好的企業(yè)很滿意現(xiàn)狀, 享受進(jìn)入壁壘所帶來的好處而不會主動(dòng)地進(jìn)行創(chuàng)新. 企業(yè)行為理論也對此問題進(jìn)行了深入的分析, 主要是認(rèn)為一旦企業(yè)實(shí)現(xiàn)了期望水平就傾向于維持當(dāng)前的慣例而不是探索新方法[4-5], 即在期望順差狀態(tài)下, 冒險(xiǎn)地從事創(chuàng)新活動(dòng)的可能性隨著業(yè)績的改進(jìn)而降低[7]. 這一方面是因?yàn)榭冃ы槻顚?dǎo)致企業(yè)家相信以往積累的經(jīng)驗(yàn)和慣例是對的, 于是其早先的經(jīng)驗(yàn)將被進(jìn)一步強(qiáng)化; 另一方面則是由于順差使得企業(yè)家產(chǎn)生獲益的感覺, 他們?yōu)榱艘?guī)避潛在的投資損失就傾向于放棄那些有風(fēng)險(xiǎn)的經(jīng)營活動(dòng), 雖然這些活動(dòng)也許可以為企業(yè)帶來更多盈利. 最后, 正由于私營企業(yè)主不僅追求物質(zhì)財(cái)富, 還追求社會情感財(cái)富等非經(jīng)濟(jì)利益, 所以在期望順境的狀態(tài)下他們的目標(biāo)與企業(yè)目標(biāo)往往存在差異, 此時(shí)對于這些家族成員而言生存問題不再重要, 如何實(shí)現(xiàn)非經(jīng)濟(jì)財(cái)富的最大化才是關(guān)鍵, 如此導(dǎo)致他們不再將資源投于回報(bào)周期長的創(chuàng)新性活動(dòng)[14].

期望順差導(dǎo)致了企業(yè)家冒險(xiǎn)創(chuàng)新的動(dòng)力減少, 但這一觀點(diǎn)是否適合于解釋冒險(xiǎn)的破壞性活動(dòng)？這是個(gè)很有意義的話題. 很多學(xué)者傾向于認(rèn)為, 企業(yè)家在績優(yōu)狀態(tài)下從事破壞性活動(dòng)成本很高, 因?yàn)槿绻捎趶氖铝似茐男曰顒?dòng)被懲罰的話將遭受很多的負(fù)面影響, 比如聲譽(yù)嚴(yán)重?fù)p失[62-67]; 況且績優(yōu)企業(yè)往往具有很多的資源獲取機(jī)會, 這也就降低了這些企業(yè)家冒險(xiǎn)從事那些不道德的、不合規(guī)的或非法活動(dòng)的可能性[52,64]. 但現(xiàn)實(shí)地看, 一些好的企業(yè)(比如美國的安然公司、世通公司等)依然會采取敗德行為. 要解釋這樣的現(xiàn)象就要考慮到企業(yè)業(yè)績的相對水平, 并且結(jié)合社會認(rèn)知理論與行為經(jīng)濟(jì)學(xué)進(jìn)行分析. 現(xiàn)有的管理與財(cái)務(wù)研究表明, 用于評價(jià)業(yè)績的期望參照點(diǎn)在決策者經(jīng)歷了績優(yōu)狀態(tài)之后就會上升, 而逐漸升級的期望降低了企業(yè)“成功”的可能性, 這是因?yàn)? 第1, 經(jīng)營業(yè)績不能以等同于甚至高于期望差距上升的速度而無限地提高, 要在短期內(nèi)提高業(yè)績的壓力往往導(dǎo)致了企業(yè)家冒險(xiǎn)地從事破壞性活動(dòng). 第2, 績優(yōu)狀態(tài)還將導(dǎo)致宿錢效應(yīng)(house money effect), 即前期獲益的企業(yè)家感覺到他們自己正在以前期贏得“宿錢”而不是自身的資本進(jìn)行冒險(xiǎn)[23,68], 這也很自然提高了他們從事破壞性活動(dòng)的可能性. 第3, 順差狀態(tài)及對完美業(yè)績的追求將導(dǎo)致過度自信、傲慢主義心態(tài)[69], 那些成功的企業(yè)家相信他們不僅不會失敗, 甚至相信自己即使從事非法行為也不至于被發(fā)現(xiàn). 也就是說, 成功的經(jīng)歷會導(dǎo)致這些績優(yōu)企業(yè)的企業(yè)家變得更為冒險(xiǎn), 這也提高了他們從事破壞性活動(dòng)的可能性. 這種現(xiàn)象對于已上市的私營家族制企業(yè)更為嚴(yán)重, 因?yàn)樵谫Y本市場上要不斷地發(fā)出利好的消息才有可能生存下來, 所以他們一直面臨如何維持好績效的壓力[71].

基于上述分析, 本文得到假設(shè)2.

H2經(jīng)營業(yè)績與期望水平的順差越大, 企業(yè)家冒險(xiǎn)從事創(chuàng)新性活動(dòng)的動(dòng)力越弱, 但冒險(xiǎn)從事破壞性生產(chǎn)的動(dòng)機(jī)則越強(qiáng).

1.3不同期望狀態(tài)下的企業(yè)家風(fēng)險(xiǎn)決策偏好比較

在不同的期望差距狀態(tài)下企業(yè)家對冒險(xiǎn)決策的偏好程度是否存在顯著差異, 這也是個(gè)重要的研究主題. 依據(jù)企業(yè)行為理論的主要觀點(diǎn)可知, 隨著業(yè)績的上升, 企業(yè)家創(chuàng)新性活動(dòng)的動(dòng)力將下降, 即在期望落差狀態(tài)下隨著業(yè)績的下降企業(yè)家更有可能從事創(chuàng)新性活動(dòng), 在期望順差狀態(tài)下隨著業(yè)績的上升企業(yè)家則降低了其冒險(xiǎn)從事創(chuàng)新活動(dòng)的動(dòng)力. 不過在期望落差與順差這兩種不同的狀態(tài)下, 創(chuàng)新性活動(dòng)的偏好與業(yè)績下降之間的關(guān)系敏感性程度將存在差異. 由于企業(yè)家要對創(chuàng)造性生產(chǎn)這種冒險(xiǎn)活動(dòng)的失敗承擔(dān)巨大的責(zé)任[71]、要對感知的和歸因的偏差承擔(dān)責(zé)任[17], 或者由于企業(yè)家傾向于偏好現(xiàn)狀[10], 以至于在期望順差狀態(tài)下會出現(xiàn)更高的敏感性, 即在相對業(yè)績?yōu)檎臅r(shí)候創(chuàng)新動(dòng)力下降的可能性更大, 而期望落差狀態(tài)下的下降速度則更慢. 這種特性與組織面臨失敗時(shí)的慣例也是一致的[17,70]. 比如Fiegenbaum[34]基于Kahneman和Tversky[10]的前景理論認(rèn)為, 處于期望落差狀態(tài)下的企業(yè)家隨著業(yè)績的降低而傾于冒險(xiǎn)創(chuàng)新, 處于順差狀態(tài)下的企業(yè)家隨著業(yè)績的增加而傾向規(guī)避冒險(xiǎn)創(chuàng)新, 但他的檢驗(yàn)數(shù)據(jù)結(jié)果表明前者的斜率竟然是后者斜率的3倍左右. 這種結(jié)果與早先其他學(xué)者的研究結(jié)論是一致的[72-74]. 后來, Greve[7]基于組織學(xué)習(xí)理論, 以變革衡量冒險(xiǎn)決策行為, 研究結(jié)果也發(fā)現(xiàn)了企業(yè)家的變革動(dòng)力隨業(yè)績下降而下降, 但在期望順差的區(qū)域下降得更加快.

另外, 上文已經(jīng)論述到, 在期望落差狀態(tài)下的企業(yè)家將隨著業(yè)績的降低而提高其從事破壞性活動(dòng)的可能性, 在順差狀態(tài)下隨著業(yè)績的上升企業(yè)家冒險(xiǎn)從事破壞性活動(dòng)也將出現(xiàn)上升的趨勢. 問題是在期望順差與落差兩種不同狀態(tài)下期望差距與冒險(xiǎn)破壞性行為的敏感性是否存在差異？本文認(rèn)為, 在期望落差狀態(tài)下企業(yè)家從事冒險(xiǎn)的破壞性生產(chǎn)的可能性與業(yè)績的關(guān)系敏感性將高于順差狀態(tài)下的這種敏感性. 這是因?yàn)?，順差狀態(tài)意味著企業(yè)已經(jīng)進(jìn)入到“好”企業(yè)的行列, 它們未面臨求生存的壓力, 而只有做得“更好”的期望, 這種動(dòng)力相對于期望落差狀態(tài)下的求生存的壓力是不同的; 在期望落差狀態(tài)下, 由于企業(yè)進(jìn)入到“差”企業(yè)的行列, 這些企業(yè)的經(jīng)營目的是為了解決生存問題、實(shí)現(xiàn)自身及社會期望的目標(biāo), 在這種壓力下通過破壞性活動(dòng)以達(dá)到目標(biāo)的欲望將更為強(qiáng)烈, 即使這種行為存在高度的道德壓力、懲戒風(fēng)險(xiǎn). 況且由于破壞性活動(dòng)不為社會所認(rèn)可,如此順差狀態(tài)下的企業(yè)家從事這種活動(dòng)將面臨較高的聲譽(yù)損失, 而在期望落差狀態(tài)下, 這種聲譽(yù)損失的成本則明顯地較低, 甚至可以“破罐子破摔”. 基于上述分析, 本文得到假設(shè)3.

H3a期望落差狀態(tài)下業(yè)績對企業(yè)家創(chuàng)造性活動(dòng)的邊際影響低于期望順差狀態(tài)下的邊際效應(yīng).

H3b期望落差狀態(tài)下業(yè)績對企業(yè)家破壞性活動(dòng)的邊際影響高于期望順差狀態(tài)下的邊際效應(yīng).

1.4政治關(guān)聯(lián)的調(diào)節(jié)效應(yīng)

Audia和Greve[11]在回顧前期研究文獻(xiàn)后發(fā)現(xiàn), 期望差距與決策者的冒險(xiǎn)行為的關(guān)系實(shí)際上是不明確的. 導(dǎo)致結(jié)論不同的根源在于決策參照點(diǎn)的選擇存在差異. March 和 Shapira[41,42]基于Shapira[75]有關(guān)管理者可感知風(fēng)險(xiǎn)的研究, 發(fā)現(xiàn)決策者在選擇參照點(diǎn)時(shí)會在期望水平與生存點(diǎn)之間進(jìn)行轉(zhuǎn)化, 而轉(zhuǎn)化的依據(jù)則是企業(yè)的資源存量[11]. 資源存量越少則越有可能感受到風(fēng)險(xiǎn)所導(dǎo)致的壓力與脆弱性, 此時(shí)生存就變得很重要, 如此規(guī)避風(fēng)險(xiǎn)的傾向就極有可能形成. 對于轉(zhuǎn)型期的中國企業(yè)而言, 企業(yè)資源的流量與存量主要地依賴于政治關(guān)聯(lián), 它對于許多企業(yè)尤其是私營企業(yè)而言是種重要的且稀缺的不可替代的生產(chǎn)要素. 在中國經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型過程中, 雖然一些變通的制度開始建立起來, 但它在本質(zhì)上仍舊是政府主導(dǎo)型的制度安排, 政府依然掌握著大量重要的生產(chǎn)資源的分配權(quán)并控制著一些重要市場的進(jìn)入權(quán), 這就誘致了企業(yè)家有強(qiáng)烈的動(dòng)機(jī)去建立政府關(guān)系[75]. 政治關(guān)聯(lián)將直接地影響到企業(yè)家所感知風(fēng)險(xiǎn)的高低, 它為私營企業(yè)主進(jìn)行破壞性生產(chǎn)提供了保護(hù)傘的作用, 這一方面表現(xiàn)為主管部門對這些擁有政治關(guān)聯(lián)的企業(yè)的監(jiān)督效率相對較低; 另一方面, 即使是發(fā)現(xiàn)了這些企業(yè)家的破壞性活動(dòng)也往往難以執(zhí)行應(yīng)有的處罰力度. 所以在這種政治關(guān)聯(lián)的保護(hù)下, 無論企業(yè)處于期望落差狀態(tài)還是期望順差狀態(tài), 企業(yè)家冒險(xiǎn)從事創(chuàng)新性活動(dòng)的動(dòng)力將低于那些沒有政治關(guān)聯(lián)的私營企業(yè).

另外, 擁有政治關(guān)聯(lián)的私營企業(yè)主冒險(xiǎn)從事研發(fā)投入的創(chuàng)新性活動(dòng)的動(dòng)力則被削弱了, 即政治關(guān)聯(lián)與創(chuàng)新存在替代性關(guān)系[77]. 這主要是因?yàn)樗綘I企業(yè)政治關(guān)系的建立與維持需要很高的成本, 且存在高度的脆弱性與不確定性[78-79], 如此就促使這些私營企業(yè)家可能會過度利用政治關(guān)聯(lián)以彌補(bǔ)關(guān)系建立與維持中的沉沒成本, 否則過期作廢. 比如它們傾向于快速地利用政治關(guān)聯(lián)的優(yōu)勢以低成本的方式獲得管制約束下的資源, 比如低息貸款、免費(fèi)土地等[80], 而不是將有限的財(cái)務(wù)資源與管理資源投入回報(bào)時(shí)間較長、風(fēng)險(xiǎn)性和不確定性較高的創(chuàng)新活動(dòng)中[81]. 由此本文認(rèn)為, 無論是企業(yè)處于經(jīng)營業(yè)績出現(xiàn)落差的狀態(tài)還是處于順差的狀態(tài)下, 擁有政治關(guān)聯(lián)的企業(yè)家相對于那些沒有政治關(guān)聯(lián)的企業(yè)家具有更強(qiáng)的動(dòng)機(jī)從事破壞性活動(dòng)以獲取短期利益, 而冒險(xiǎn)從事創(chuàng)造性生產(chǎn)的動(dòng)力則會減少. 基于上述分析,本文提出假設(shè)4.

H4a政治關(guān)聯(lián)在期望差距與企業(yè)家風(fēng)險(xiǎn)決策之間起到顯著調(diào)節(jié)作用, 它在經(jīng)營順差與落差狀態(tài)下都將進(jìn)一步促進(jìn)企業(yè)家冒險(xiǎn)從事破壞性活動(dòng).

H4b政治關(guān)聯(lián)在期望差距與企業(yè)家風(fēng)險(xiǎn)決策之間起到顯著的調(diào)節(jié)作用, 它在經(jīng)營順差與落差狀態(tài)下都將進(jìn)一步遏制企業(yè)家冒險(xiǎn)從事創(chuàng)新性活動(dòng).

2　數(shù)據(jù)與模型

2.1數(shù)據(jù)來源

本文將研究對象限定于中國制度轉(zhuǎn)型期中已充分地?fù)碛袥Q策自主權(quán)的私營企業(yè), 并且由于這些市場參與者在中國的上市公司中主要集中于家族制企業(yè), 所以本文將樣本限定于滿足下述條件的企業(yè)[82-83]: 1)最終控制者能追蹤到自然人或家族; 2)最終控制者直接或間接持有的公司必須是被投資上市公司第一大股東. 此外, 根據(jù)研究所需剔除以下樣本: ST、SST、*ST公司的樣本; 銀行、證券公司、保險(xiǎn)公司等金融類受管制公司的樣本; 從事公共事業(yè)的公司樣本. 本文數(shù)據(jù)主要來自于國內(nèi)三大權(quán)威成型數(shù)據(jù)庫——CSMAR 數(shù)據(jù)庫、CCER數(shù)據(jù)庫和WIND 數(shù)據(jù)庫, 以及中華人民共和國國家知識產(chǎn)權(quán)局(專利信息來源). 通過刪除數(shù)據(jù)嚴(yán)重缺失的樣本, 最終獲取了1992年—2013年區(qū)間內(nèi)共計(jì)2 867個(gè)觀測值. 按照中國證監(jiān)會SIC一級代碼對樣本所處的行業(yè)進(jìn)行分類, 樣本主要包括制造業(yè)、建筑業(yè)、批發(fā)零售業(yè)、房地產(chǎn)業(yè)、服務(wù)業(yè)以及綜合類等行業(yè), 其中, 主要集中于制造業(yè)(占比例57.62%). 本文的樣本涉及全國各省份, 但大部分樣本集中在東南地區(qū)(占總樣本量的42.60 %), 其次是西南地區(qū)(占總樣本量的16.80%)和中部(占總樣本量的13.70%).

2.2模型設(shè)定

基于研究假設(shè), 本文設(shè)定了以下兩個(gè)基本檢驗(yàn)?zāi)Ｐ?/p>

β4Politici,tI1(Pi,t-1-IEi,t-1)+βmCi,t+εi,t

(1)

β4Politici,tI1(Pi,t-1-IEi,t-1)+βmCi,t+εi,t

上兩式中Creati,t和Destri,t是被解釋變量, 表示企業(yè)i在第t年的創(chuàng)新性或破壞性活動(dòng)的水平；I1代表低于期望績效的企業(yè), 即如果企業(yè)i的業(yè)績低于期望水平, 那么I1=1, 否則為0; 如果企業(yè)i的業(yè)績高于期望水平, 那么(1-I1)=1, 否則為0；(Pi, t-1-IEi,t-1)表示企業(yè)i在第t-1年的業(yè)績期望差距；Politici,t表示企業(yè)i在第t年中企業(yè)政治關(guān)聯(lián)水平；Ci,t代表控制變量, 包括企業(yè)規(guī)模、壽命、以及企業(yè)所處的行業(yè)、區(qū)域和年度變量等；β1用來分析業(yè)績低于期望水平(I1(Pi,t-1-IEi,t-1<0))狀態(tài)下的落差程度對企業(yè)家風(fēng)險(xiǎn)決策偏好的影響效應(yīng);β2用來分析業(yè)績高于期望水平((1-I1)× (Pi,t-1-IEi,t-1)≥0)狀態(tài)下的順差程度對企業(yè)家風(fēng)險(xiǎn)決策偏好的影響效應(yīng)；β3和β4用來分析企業(yè)政治關(guān)聯(lián)對期望差距的調(diào)節(jié)效應(yīng).

2.3變量測量

因變量風(fēng)險(xiǎn)決策偏好. 本文考察兩種風(fēng)險(xiǎn)決策行為: 1) 創(chuàng)新性活動(dòng)(Creati,t). 本文通過開發(fā)投入, 研究支出, 技術(shù)人員投入, 專利數(shù)和無形資產(chǎn)5個(gè)指標(biāo)衡量創(chuàng)新性活動(dòng), 且為了更準(zhǔn)確地反應(yīng)業(yè)績期望差距對創(chuàng)新性活動(dòng)的階段性影響, 選取了上述指標(biāo)的增量而非絕對量進(jìn)行因子分析*鑒于研發(fā)投入、專利、技術(shù)人員、無形資產(chǎn)等均是具有一定歷史慣性的變量, 如果以它們的絕對量作為創(chuàng)新性活動(dòng)水平的測量, 而采用階段性的績效預(yù)期差距進(jìn)行解釋, 會導(dǎo)致實(shí)證分析結(jié)果的信度和效度失真, 所以本文采取了指標(biāo)的增量(當(dāng)年減去前一年)來衡量兩種風(fēng)險(xiǎn)性決策行為.. 分析結(jié)果顯示，KMO為0.742, 且Bartlett’s球形檢驗(yàn)的Chi-Square為5 470, 達(dá)到顯著水平(p<0.01). 但鑒于無形資產(chǎn)增量和技術(shù)人員增量的因子載荷較小, 為確保實(shí)證分析的精確性和嚴(yán)謹(jǐn)性, 本文刪除了這兩個(gè)指標(biāo). 基于剩余的3個(gè)變量重新進(jìn)行主成分分析, 結(jié)果顯示，KMO為0.743, Bartlett’s球形檢驗(yàn)的Chi-Square為5 444, 達(dá)到顯著水平(p<0.01), 累計(jì)解釋百分比也上升為80.77%, 研發(fā)支出增量、 開發(fā)投入增量和專利增量的因子載荷分別為0.909、0.896、0.891. 2)破壞性活動(dòng)(Destri,t). 破壞性活動(dòng)涉及到很多的具體表現(xiàn), 本文借鑒有關(guān)學(xué)者的研究[52], 側(cè)重于分析資本市場上信息披露違規(guī)、經(jīng)營違規(guī)以及其他經(jīng)營違規(guī)行為等破壞性的活動(dòng). 與上述創(chuàng)新性活動(dòng)的測量一樣, 本文對信息披露違規(guī)的次數(shù)(增量)、經(jīng)營違規(guī)的次數(shù)(增量)和其他經(jīng)營違規(guī)的次數(shù)(增量)3個(gè)指標(biāo)的增量進(jìn)行因子分析*其中信息披露違規(guī)主要包括企業(yè)虛構(gòu)利潤、虛列資產(chǎn)、虛假記載、誤導(dǎo)性陳述、延遲披露、重大遺漏、披露不實(shí)和會計(jì)信息處理不當(dāng)?shù)刃袨? 經(jīng)營違規(guī)主要包括企業(yè)欺詐上市、出資違規(guī)、擅自改用資產(chǎn)用途、占用公司資產(chǎn)、內(nèi)幕交易、違規(guī)買賣股票、操縱股價(jià)和違規(guī)擔(dān)保等行為. 這些違法違規(guī)或不正當(dāng)行為均是企業(yè)層面上所發(fā)生的行為(排除管理者個(gè)體違法違規(guī)行為). 這些信息是基于CASMR所公開披露的,之后進(jìn)行手工處理而得., 結(jié)果顯示KMO為0.613,且Bartlett’s球形檢驗(yàn)的Chi-Square為833.78達(dá)到顯著水平(p<0.01), 說明上述指標(biāo)間共同因素存在, 適合進(jìn)行因子分析[84], 3個(gè)指標(biāo)的因子載荷分別為0.772、0.735、0.676.

自變量期望落差(I1(Pi,t-1-IEi,t-1<0))與期望順差((1-I1)(Pi,t-1-IEi,t-1)≥0). 根據(jù)企業(yè)行為理論的研究模型, 期望差距為實(shí)際業(yè)績與期望水平之差距. 本文以行業(yè)中位值來衡量期望水平[8,14,33,52], 并采取其他學(xué)者的方法構(gòu)建了兩個(gè)截尾的連續(xù)性變量來衡量期望差距[7,8,14,47], 即負(fù)向的行業(yè)期望落差(I1(Pi,t-1-IEi,t-1<0))和正向的行業(yè)期望順差((1-I1) (Pi,t-1-IEi,t-1)≥0). 其中,Pi,t-1為企業(yè)i在t-1期的實(shí)際業(yè)績水平;IEi,t-1為企業(yè)i在t-1期的行業(yè)期望水平, 其為企業(yè)i在t-2期的實(shí)際業(yè)績(權(quán)重為0.6)和t-2期的行業(yè)期望水平(權(quán)重為0.4)的加權(quán)組合. 至于業(yè)績的指標(biāo), 不同的學(xué)者存在一定的差異, 但本文采取大多數(shù)學(xué)者常用的指標(biāo), 即總資產(chǎn)回報(bào)率(ROA)進(jìn)行測量[4,8,14].

調(diào)節(jié)變量政治關(guān)聯(lián)(Politici,t). 本文以公司董事會成員與高層經(jīng)營者的政治關(guān)聯(lián)作為企業(yè)政治關(guān)聯(lián)的替代性變量.政治關(guān)聯(lián)界定為在近3年內(nèi)擔(dān)任過的政府部門職務(wù)的狀況. 這里政府部門職務(wù)包括全國人大代表及省市地方人大代表、全國政協(xié)委員及省市地方政協(xié)常委、各級政府主管部門. 如果某位成員擔(dān)任過上述相關(guān)政治職務(wù)的則記為1, 近3年內(nèi)擔(dān)任過多個(gè)職務(wù)的則進(jìn)行累加.

控制變量(ControlV). 根據(jù)已往研究文獻(xiàn), 主要包括以下控制變量: 1)企業(yè)壽命(Flifei,t), 公司成立時(shí)間的自然對數(shù); 2)企業(yè)上市時(shí)間(Flisti,t), 公司上市以后的存續(xù)時(shí)間; 3)企業(yè)規(guī)模(Fsizei,t), 公司期末總資產(chǎn)的自然對數(shù); 4)杠桿比例(Debti,t), 定義為負(fù)債占總資本的比例; 5)冗余資源(Slacki,t), 采用流動(dòng)資金占總負(fù)債的比例來衡量[85]; 6)高管持股(Tshare), 高管持股數(shù); 7)兩職兼任(Dualtyi,t), 若CEO同時(shí)兼任了董事長, 則設(shè)定為1, 否則為0; 8)獨(dú)立董事比例(Outbrdi,t), 獨(dú)立董事占董事會的比例; 9)家族持股量(Fshare), 家族總的持股數(shù)占總股數(shù)的比例; 10)產(chǎn)品市場競爭程度(Compi,t), 用同行業(yè)內(nèi)競爭者的數(shù)目來衡量[86]; 11)制度環(huán)境(Develpi,t), 根據(jù)世界銀行對中國區(qū)域劃分的標(biāo)準(zhǔn), 本文將制度環(huán)境相對完善的區(qū)域設(shè)計(jì)為1, 其他則設(shè)計(jì)為0. 另外, 本文還設(shè)置了行業(yè)與年度虛擬變量來控制行業(yè)差異及年度變化對企業(yè)家冒險(xiǎn)行為的影響.

2.4描述性統(tǒng)計(jì)與相關(guān)性分析結(jié)果

表1列示了主要變量的描述性統(tǒng)計(jì), 結(jié)果顯示, 創(chuàng)新性活動(dòng)增量的均值為0.007, 破壞性活動(dòng)增量的均值為0.002; 期望落差的均值為-0.035, 而期望順差的均值為0.018. 從表1相關(guān)性分析中可看出, 期望落差與企業(yè)家破壞性活動(dòng)顯著負(fù)相關(guān)(p<0.1), 它與企業(yè)家創(chuàng)新性活動(dòng)顯著正相關(guān)(p<0.1); 期望順差與企業(yè)家創(chuàng)新性活動(dòng)顯著負(fù)相關(guān)(p<0.1), 它與企業(yè)家破壞性活動(dòng)正相關(guān)但不顯著. 為進(jìn)一步分析上述變量之間的關(guān)系, 下文將做進(jìn)一步的檢驗(yàn).

表1　主要變量描述性統(tǒng)計(jì)與相關(guān)性分析

注:*p<0.1,**p<0.05,***p<0.01;N=2 867.

3　檢驗(yàn)結(jié)果與討論

在實(shí)證分析之前, 為確保模型估計(jì)的一致性和有效性, 對數(shù)據(jù)做如下處理: 對主要連續(xù)變量在1%水平上進(jìn)行縮尾處理[87]; 對交互項(xiàng)變量進(jìn)行中心化處理; 對進(jìn)入模型的所有解釋變量和控制變量進(jìn)行方差膨脹因子(VIF)診斷, 結(jié)果顯示VIF均在3.5以內(nèi), 表明不存在多重共線性問題; 考慮到面板數(shù)據(jù)可能存在的異方差、時(shí)序相關(guān)和橫截面相關(guān)等問題, 使用通常的面板數(shù)據(jù)估計(jì)方法會低估標(biāo)準(zhǔn)誤差, 導(dǎo)致模型估計(jì)結(jié)果有偏,借鑒有關(guān)學(xué)者的做法,本文采用Driscoll-Kraay標(biāo)準(zhǔn)差進(jìn)行估計(jì)[88].

表2列示了期望差距與企業(yè)家冒險(xiǎn)決策偏好之間的關(guān)系. 模型1與模型4為基本模型, 僅包括所有控制變量和調(diào)節(jié)變量; 模型2和模型5包括了所有控制變量、調(diào)節(jié)變量以及解釋變量; 模型3和模型6則包括了交互作用項(xiàng). 表2模型2檢驗(yàn)結(jié)果顯示: 期望落差與企業(yè)家創(chuàng)新性活動(dòng)顯著負(fù)相關(guān)(beta=-0.552,p<0.01), 并且該結(jié)果在模型3中仍舊很穩(wěn)健. 表2模型5的檢驗(yàn)結(jié)果顯示: 期望落差對企業(yè)家從事破壞性活動(dòng)具有顯著的促進(jìn)作用(beta=-1.795,p<0.01), 并且該結(jié)果在模型6中依舊很穩(wěn)健. 這些結(jié)果表明, 當(dāng)實(shí)際業(yè)績與期望水平之間的落差越大, 則企業(yè)家越傾向于從事冒險(xiǎn)的創(chuàng)新性活動(dòng)和破壞性活動(dòng), 所以假設(shè)1得到了驗(yàn)證. 期望順差與企業(yè)家創(chuàng)新性活動(dòng)呈顯著負(fù)向相關(guān)關(guān)系(beta=-1.090,p<0.01), 并且該結(jié)果在模型3中依舊穩(wěn)健. 期望順差與企業(yè)家破壞性活動(dòng)之間呈負(fù)相關(guān)關(guān)系但不顯著(beta=-0.113,p<0.5). 所以當(dāng)企業(yè)經(jīng)營業(yè)績高于其期望水平時(shí), 企業(yè)家冒險(xiǎn)從事創(chuàng)新性活動(dòng)的程度將會降低, 但對冒險(xiǎn)從事破壞性活動(dòng)的影響不明顯, 所以假設(shè)2得到部分支持.

為檢驗(yàn)假設(shè)3, 本文分別對期望落差和期望順差的系數(shù)進(jìn)行T檢驗(yàn), 結(jié)果表明: 就模型2而言, 期望順差的系數(shù)與期望落差的系數(shù)存在顯著差異 (F=3.50,p<0.01); 模型3期望順差的系數(shù)與期望落差系數(shù)同樣存在顯著差異(F=3.66,p<0.01). 這說明, 期望順差狀態(tài)下企業(yè)家冒險(xiǎn)從事創(chuàng)新性活動(dòng)的降低程度遠(yuǎn)大于落差狀態(tài)下的創(chuàng)新性活動(dòng)上升程度. 所以假設(shè)3a得到了支持. 模型5的檢驗(yàn)結(jié)果顯示, 期望落差的系數(shù)與期望順差系數(shù)存在顯著差異性(F=6.790,p<0.01), 模型6中期望落差的系數(shù)與期望順差的系數(shù)同樣存在顯著差異性(F=7.59,p<0.01). 這說明, 期望落差狀態(tài)下企業(yè)家冒險(xiǎn)從事破壞性活動(dòng)的程度遠(yuǎn)大于期望順差狀態(tài)下破壞性活動(dòng)的降低程度. 所以假設(shè)3b也得到了支持.

表2模型3和模型6分析了政治關(guān)聯(lián)對企業(yè)創(chuàng)新性活動(dòng)和破壞性活動(dòng)的調(diào)節(jié)作用. 模型3檢驗(yàn)結(jié)果顯示, 政治關(guān)聯(lián)和期望落差的交互項(xiàng)與企業(yè)家創(chuàng)新性活動(dòng)顯著正相關(guān)(beta=0.172,p<0.1), 而政治關(guān)聯(lián)與期望順差的交互項(xiàng)對企業(yè)家創(chuàng)新性活動(dòng)產(chǎn)生負(fù)向影響但不顯著(beta=-0.054,p<0.5), 所以假設(shè)4b得到部分支持. 模型6檢驗(yàn)結(jié)果顯示, 政治關(guān)聯(lián)與期望落差的交互項(xiàng)的系數(shù)同樣顯著為負(fù)(beta=-0.066,p<0.1), 政治關(guān)聯(lián)與期望順差的交互項(xiàng)系數(shù)為負(fù)但不顯著(beta=-0.032, p<0.5), 所以假設(shè)4a也得到部分支持, 即在期望落差狀態(tài)下, 擁有政治關(guān)聯(lián)越多的企業(yè)家冒險(xiǎn)從事破壞性活動(dòng)的程度越高, 但在經(jīng)營順差狀態(tài)下, 政治關(guān)聯(lián)對其從事破壞性活動(dòng)的影響作用并不大. 這些結(jié)果表明，政治關(guān)聯(lián)對行業(yè)期望差距的調(diào)節(jié)作用主要體現(xiàn)在落差狀態(tài)下。此外, 從模型3和模型6中政治關(guān)聯(lián)與期望落差的交互項(xiàng)的系數(shù)對比可知, 政治關(guān)聯(lián)在期望落差狀態(tài)下降低了企業(yè)家從事創(chuàng)新性活動(dòng)的程度, 而提高了他們冒險(xiǎn)從事破壞性活動(dòng)的程度.

為更清楚地解釋期望差距與企業(yè)家冒險(xiǎn)行為之間的關(guān)系, 借鑒該領(lǐng)域內(nèi)相關(guān)學(xué)者的方法[7,14,78], 本文描繪了圖1和圖2. 這些圖形是根據(jù)表2中的模型2和模型5中的期望落差與順差的回歸系數(shù), 以及在設(shè)定其他控制變量的取值為均值的情況下, 在自變量取不同數(shù)值(均值加減N個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差,N為整數(shù))而求得因變量得分的基礎(chǔ)上繪制而成. 圖1和圖2左邊區(qū)域的結(jié)果顯示, 經(jīng)營業(yè)績與期望水平的落差越大, 則企業(yè)家冒險(xiǎn)從事創(chuàng)新性活動(dòng)的程度越高, 冒險(xiǎn)從事破壞性活動(dòng)的程度也越高, 該結(jié)果與本文假設(shè)1的預(yù)測相一致. 圖1和圖2右邊區(qū)域的結(jié)果顯示, 當(dāng)經(jīng)營業(yè)績高于期望水平時(shí), 企業(yè)家隨著順差的增大而從事創(chuàng)新性活動(dòng)的程度就降低, 但當(dāng)經(jīng)營業(yè)績高于期望水平時(shí), 這種期望順差狀態(tài)下期望差距對企業(yè)家破壞性活動(dòng)不再具有顯著影響(圖2右邊區(qū)域的虛線表示統(tǒng)計(jì)上不顯著), 該結(jié)果部分地支持了本文假設(shè)2. 此外, 圖1結(jié)果還顯示, 右邊順差區(qū)域內(nèi)創(chuàng)新性活動(dòng)下降的幅度遠(yuǎn)大于左邊落差狀態(tài)下的破壞性活動(dòng)上升的幅度, 同時(shí)圖2結(jié)果還顯示, 左邊落差區(qū)域內(nèi)破壞性活動(dòng)上升的幅度遠(yuǎn)大于右邊區(qū)域內(nèi)的下降幅度. 這些結(jié)果與假設(shè)3的預(yù)測是一致的, 即期望落差狀態(tài)下業(yè)績對企業(yè)家創(chuàng)造性(破壞性)生產(chǎn)活動(dòng)的邊際影響顯著低于(高于)期望順差狀態(tài)下的這種邊際效應(yīng).

表2　期望差距與企業(yè)家風(fēng)險(xiǎn)決策偏好關(guān)系的檢驗(yàn)結(jié)果

此外, 為更清楚地理解政治關(guān)聯(lián)對期望差距和冒險(xiǎn)決策行為之間關(guān)系的調(diào)節(jié)作用, 本文采取與上述圖1與圖2相同的方法, 并在設(shè)定政治關(guān)聯(lián)為均值加減1個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差(“均值+標(biāo)準(zhǔn)差”代表“高政治關(guān)聯(lián)”,“均值-標(biāo)準(zhǔn)差”代表“低政治關(guān)聯(lián)”)的基礎(chǔ)上, 繪制了圖3和圖4. 圖3結(jié)果顯示, 相對于低政治關(guān)聯(lián)的企業(yè), 高政治關(guān)聯(lián)的企業(yè)家在期望落差的狀態(tài)下從事創(chuàng)造性活動(dòng)的程度反而更低, 而在期望順差狀態(tài)下不存在這種差異性. 圖4結(jié)果則顯示, 相對于低政治關(guān)聯(lián)的企業(yè)，高政治關(guān)聯(lián)的企業(yè)家在期望落差的情況下從事破壞性活動(dòng)的程度更高, 在期望順差狀態(tài)下這種差異性依然存在但不顯著, 這就部分地支持了本文的假設(shè)4a和4b.

圖1　期望差距與企業(yè)家創(chuàng)造性活動(dòng)

圖2　期望差距與企業(yè)家破壞性活動(dòng)

圖3　期望差距、政治關(guān)聯(lián)與企業(yè)家創(chuàng)造性活動(dòng)

注: 圖中圓圈代表上下兩條線統(tǒng)計(jì)上不存在顯著差異

圖4　期望差距、政治關(guān)聯(lián)與企業(yè)家破壞性活動(dòng)

4　穩(wěn)健性檢驗(yàn)

4.1更換期望差距測量指標(biāo)

根據(jù)企業(yè)行為理論的研究文獻(xiàn), 除了上述行業(yè)期望差距之外還可以采取實(shí)際績效與自身歷史期望水平之差異來衡量期望差距[7,8,14,47], 前者強(qiáng)調(diào)的是社會比較、后者強(qiáng)調(diào)的是自我比較. 借鑒Chen[14]的方法, 本文計(jì)算了兩個(gè)截尾的連續(xù)性的期望差距變量：負(fù)向的歷史期望落差(I1(Pi,t-1-Ai,t-1)<0)和正向的歷史期望順差((1-I1)(Pi,t-1-Ai,t-1)≥0). 其中Ai,t-1是企業(yè)i在t-1期的歷史期望值, 它是企業(yè)i在t-2期的實(shí)際業(yè)績(權(quán)重為0.6)和t-2期的業(yè)績期望(權(quán)重為0.4)的加權(quán)組合. 表3列示了歷史期望差距與企業(yè)家冒險(xiǎn)決策偏好之間的關(guān)系. 表3中的模型2檢驗(yàn)結(jié)果顯示: 歷史期望落差與企業(yè)家創(chuàng)新性活動(dòng)顯著負(fù)相關(guān)(beta=-0.619,p<0.01), 并且該結(jié)果在模型3中仍舊很穩(wěn)健. 模型5的檢驗(yàn)結(jié)果則顯示歷史期望落差對企業(yè)家破壞性活動(dòng)具有顯著的促進(jìn)作用(beta=-2.411,p<0.01), 并且該結(jié)果在模型6中依舊很穩(wěn)健. 這就說明隨著歷史期望落差程度的增加, 企業(yè)家越傾向于冒險(xiǎn)從事創(chuàng)新性活動(dòng)及破壞性活動(dòng), 所以假設(shè)1得到驗(yàn)證. 模型的檢驗(yàn)結(jié)果還顯示, 歷史期望順差與企業(yè)家創(chuàng)新性活動(dòng)顯著正相關(guān)(beta=0.325,p<0.05), 并且該結(jié)果在模型3中依舊顯著為正; 歷史期望順差顯著地正向影響到企業(yè)家破壞性活動(dòng)(beta=0.736,p<0.05), 并且這種作用在模型6中仍舊顯著. 這些結(jié)果表明, 當(dāng)企業(yè)經(jīng)營業(yè)績高于其歷史期望水平時(shí), 企業(yè)家冒險(xiǎn)從事創(chuàng)新性活動(dòng)的程度并未降低, 但隨著順差的擴(kuò)大企業(yè)家冒險(xiǎn)從事破壞性活動(dòng)的程度依然增高, 所以假設(shè)2得到部分支持.

表3　歷史期望差距與企業(yè)家風(fēng)險(xiǎn)決策偏好關(guān)系的檢驗(yàn)結(jié)

為檢驗(yàn)假設(shè)3, 本文分別對歷史期望落差和歷史期望順差的系數(shù)進(jìn)行T檢驗(yàn), 結(jié)果表明: 就模型2而言, 歷史期望順差的系數(shù)與歷史期望落差系數(shù)存在顯著差異性(F=8.30,p<0.01); 模型3中歷史期望順差的系數(shù)與歷史期望落差系數(shù)同樣存在顯著差異性(F=9.87,p<0.01). 這就說明, 當(dāng)企業(yè)的業(yè)績低于歷史期望落差的時(shí)候, 隨著落差的擴(kuò)大企業(yè)家冒險(xiǎn)從事創(chuàng)新性活動(dòng)的程度遠(yuǎn)大于歷史期望順差狀態(tài)下企業(yè)家從事創(chuàng)新性活動(dòng)的程度, 這與原來的假設(shè)存在一定的差異. 模型5的檢驗(yàn)結(jié)果顯示, 歷史期望落差的系數(shù)與歷史期望順差系數(shù)存在顯著差異性(F=20.66,p<0.01), 模型6中歷史期望落差的系數(shù)與歷史期望順差的系數(shù)同樣存在顯著差異性(F=18.31,p<0.01). 這就說明, 當(dāng)企業(yè)業(yè)績低于歷史期望落差時(shí), 隨著落差的擴(kuò)大企業(yè)家冒險(xiǎn)從事破壞性活動(dòng)的程度遠(yuǎn)大于歷史期望順差狀態(tài)下企業(yè)家從事破壞性活動(dòng)的程度. 所以假設(shè)3b得到驗(yàn)證. 表3的模型3和模型6檢驗(yàn)了政治關(guān)聯(lián)對企業(yè)家冒險(xiǎn)決策的調(diào)節(jié)作用. 其中模型3結(jié)果顯示, 企業(yè)政治關(guān)聯(lián)和歷史期望落差的交互項(xiàng)與企業(yè)家創(chuàng)新性活動(dòng)顯著正相關(guān)(beta=0.115,p<0.1), 而它與歷史期望順差的交互項(xiàng)對企業(yè)家創(chuàng)新性活動(dòng)則產(chǎn)生顯著的負(fù)向影響(beta=-0.123,p<0.1), 所以假設(shè)4b得到支持, 即政治關(guān)聯(lián)在歷史期望差距與創(chuàng)新性活動(dòng)之間起到顯著的調(diào)節(jié)作用, 不論在歷史期望順差與歷史期望落差情況下都進(jìn)一步削弱了企業(yè)家冒險(xiǎn)從事創(chuàng)新性活動(dòng)的程度. 模型6檢驗(yàn)結(jié)果顯示, 政治關(guān)聯(lián)與歷史期望落差的交互項(xiàng)的系數(shù)同樣顯著為負(fù)(beta=-0.067,p<0.01), 它與歷史期望順差的交互項(xiàng)系數(shù)雖然為正但不顯著(beta=0.003, p<0.5), 所以假設(shè)4a得到部分支持, 即在歷史期望落差狀態(tài)下, 擁有政治關(guān)聯(lián)越多的企業(yè)家冒險(xiǎn)從事破壞性活動(dòng)的程度更高, 但在經(jīng)營順差的狀態(tài)下, 政府關(guān)聯(lián)的多少對企業(yè)家從事破壞性活動(dòng)的影響差異性并不大. 此外, 從模型3和模型6中政治關(guān)聯(lián)與歷史期望落差的交互項(xiàng)的系數(shù)對比可知, 當(dāng)業(yè)績低于歷史期望落差的時(shí)候, 政治關(guān)聯(lián)降低了企業(yè)家從事創(chuàng)新性活動(dòng)的程度, 而提高了企業(yè)家冒險(xiǎn)從事破壞性活動(dòng)的程度.

4.2更換期望測量方式

為保證結(jié)果的穩(wěn)健性, 本文以t-1期的當(dāng)年業(yè)績減去t-2期的歷史業(yè)績的差, 以及與t-2期行業(yè)中位值的差來衡量期望差距, 這與其他學(xué)者的測量方法是一致的[8,16,47,89]. 并且本文還根據(jù)Chen[14]以及Chrisman 和 Patel[47]的方法, 構(gòu)建了兩個(gè)連續(xù)的截尾變量以測量每一種期望差類型對企業(yè)家冒險(xiǎn)決策行為的影響作用: 以I1(Pi,t-1-Ai,t-1)m表示企業(yè)業(yè)績低于其自身前一年的歷史業(yè)績水平, (1-I1)(Pi,t-1-Ai,t-1)m表示企業(yè)業(yè)績高于其自身歷史業(yè)績的水平;I2(Pi,t-1-IEi,t-1)m表示企業(yè)業(yè)績低于其前一年同行業(yè)業(yè)績中位水平, (1-I2)(Pi,t-1-IEi,t-1)m表示企業(yè)業(yè)績高于其前一年同行業(yè)的業(yè)績中位水平. 如果企業(yè)i的業(yè)績水平(Pi,t-1)低于其歷史業(yè)績 (Pi,t-2), 那么I1=1, 否則為0; 如果企業(yè)i的業(yè)績水平(Pi,t-1)低于企業(yè)所在行業(yè)的中位值業(yè)績 (IEi,t-2), 那么I2=1, 否則為0. 檢驗(yàn)的結(jié)果如表4所示.

表4中的A組分析了行業(yè)期望差距與企業(yè)家冒險(xiǎn)決策行為之間的關(guān)系. 模型2行業(yè)期望落差與企業(yè)家創(chuàng)新性活動(dòng)顯著負(fù)相關(guān)(beta=-0.535,p<0.01), 并且該結(jié)果在模型3中仍舊很穩(wěn)健. 行業(yè)期望順差與企業(yè)家破壞性活動(dòng)顯著負(fù)相關(guān)(beta=-1.210,p<0.01), 并且該結(jié)果在模型3中依舊穩(wěn)健. 模型5中的行業(yè)期望落差與企業(yè)家破壞性活動(dòng)顯著負(fù)相關(guān)(beta=-1.847,p<0.01), 并且該結(jié)果在模型6中仍舊很穩(wěn)健. 模型6中政治關(guān)聯(lián)與行業(yè)期望落差的交互項(xiàng)的系數(shù)顯著為負(fù)(beta=-0.072,p<0.1), 政治關(guān)聯(lián)與行業(yè)期望順差的交互項(xiàng)系數(shù)顯著為正(beta=0.034, p<0.1). 在對落差與順差狀態(tài)下的作用系數(shù)進(jìn)行T檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)其差異仍舊顯著(p<0.01). 所以這些結(jié)果與表2基本相同.

表4中的B組分析了歷史期望差距與企業(yè)家冒險(xiǎn)決策行為之間的關(guān)系. 模型8的檢驗(yàn)結(jié)果顯示, 歷史期望落差與企業(yè)家創(chuàng)新性活動(dòng)顯著負(fù)相關(guān)(beta=-0.542,p<0.01), 并且該結(jié)果在模型9中仍舊很穩(wěn)健; 模型11的檢驗(yàn)結(jié)果顯示, 歷史期望落差對企業(yè)家破壞性活動(dòng)具有顯著的促進(jìn)作用(beta=-2.004,p<0.01), 并且該結(jié)果在模型12中依舊很穩(wěn)健. 模型8中的歷史期望順差與企業(yè)家創(chuàng)新性活動(dòng)顯著正相關(guān)(beta=0.386,p<0.01), 并且該結(jié)果在模型9中依舊穩(wěn)健. 模型11中的歷史期望順差正向影響企業(yè)家破壞性活動(dòng)(beta=0.775,p<0.01), 并且這種作用在模型12中仍舊顯著. 模型9中的政治關(guān)聯(lián)和歷史期望落差的交互項(xiàng)顯著為正(beta=0.100,p<0.1), 而該交互項(xiàng)與創(chuàng)新性活動(dòng)則顯著為負(fù) (beta=-0.080,p<0.1); 模型12中的政治關(guān)聯(lián)與歷史期望落差的交互項(xiàng)的系數(shù)顯著為負(fù)(beta=-0.095,p<0.01),政治關(guān)聯(lián)與歷史期望順差的交互項(xiàng)系數(shù)則顯著為正(beta=0.013, p<0.1). 在對落差與順差狀態(tài)下的作用系數(shù)進(jìn)行T檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)其差異仍舊顯著(p<0.01). 所以這些結(jié)果與表3基本相同.

4.3更換經(jīng)營業(yè)績指標(biāo)

根據(jù)以往研究文獻(xiàn), 如果在業(yè)績反饋模型中選取的參照點(diǎn)不同, 那么企業(yè)所評估出的業(yè)績期望差距就不同, 最終會影響其后續(xù)的行為決策. 為避免因業(yè)績指標(biāo)選取而導(dǎo)致檢驗(yàn)結(jié)果的差異性, 本文進(jìn)一步選取了凈資產(chǎn)收益率(ROE)作為業(yè)績反饋的參照點(diǎn)以測量企業(yè)的實(shí)際績效水平與期望水平的差距. 重新檢驗(yàn)后的結(jié)果如表5所示.

表4　更換期望測量方法后期望差距與企業(yè)家風(fēng)險(xiǎn)決策偏好關(guān)系的檢驗(yàn)結(jié)果

注:***p<0.01,**p<0.05,*p<0.1;括號內(nèi)為D-K標(biāo)準(zhǔn)差;N=2 867; 所有控制變量(包括行業(yè)與年度)均控制, 但未加列示.

表5中的A組檢驗(yàn)了行業(yè)期望差距與企業(yè)家冒險(xiǎn)決策行為之間的關(guān)系. 模型2行業(yè)期望落差與企業(yè)家破壞性活動(dòng)顯著負(fù)相關(guān)(beta=-0.776,p<0.01), 行業(yè)期望順差與企業(yè)家破壞性活動(dòng)是顯著的負(fù)相關(guān)(beta=-1.541,p<0.01). 模型5中的行業(yè)期望落差與企業(yè)家破壞性活動(dòng)顯著負(fù)相關(guān)(beta=-1.783,p<0.01), 該結(jié)果在模型6中仍舊很穩(wěn)健. 模型3中政治關(guān)聯(lián)與行業(yè)期望落差的交互項(xiàng)的系數(shù)顯著為正(beta=0.278,p<0.05), 政治關(guān)聯(lián)與行業(yè)期望順差的交互項(xiàng)系數(shù)顯著為負(fù)(beta=-0.089, p<0.05). 模型6中政治關(guān)聯(lián)與行業(yè)期望落差的交互項(xiàng)的系數(shù)顯著為負(fù)(beta=-0.064,p<0.1), 政治關(guān)聯(lián)與行業(yè)期望順差的交互項(xiàng)系數(shù)不顯著. 再對落差與順差狀態(tài)下的作用系數(shù)進(jìn)行T檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)其差異仍舊顯著(p<0.01). 這些結(jié)果基本上與表2的結(jié)果相一致.

表5　更換經(jīng)營業(yè)績指標(biāo)的檢驗(yàn)結(jié)果

注:***p<0.01,**p<0.05,*p<0.1;括號內(nèi)為D-K標(biāo)準(zhǔn)差;N=2 867; 所有控制變量(包括行業(yè)與年度)均控制, 但基于版面

限制未加列示.

表5中的B組檢驗(yàn)了歷史期望差距與企業(yè)家冒險(xiǎn)決策行為之間的關(guān)系. 模型8的檢驗(yàn)結(jié)果顯示: 歷史期望落差與創(chuàng)新性活動(dòng)顯著負(fù)相關(guān)(beta=-0.663,p<0.05), 并且該結(jié)果在模型9中仍舊很穩(wěn)健. 模型11中的歷史期望落差對破壞性活動(dòng)具有顯著的促進(jìn)作用(beta=-2.944,p<0.01), 并且該結(jié)果在模型12中依舊很穩(wěn)健. 模型8中的歷史期望順差與企業(yè)家創(chuàng)造性生產(chǎn)是顯著的正向相關(guān)關(guān)系(beta=0.187,p<0.1), 并且該結(jié)果在模型9中依舊穩(wěn)健; 模型11中的歷史期望順差正向影響企業(yè)家破壞性活動(dòng)(beta=1.130,p<0.01), 并且這種作用在模型12中仍舊顯著. 模型9中的政治關(guān)聯(lián)與歷史期望順差的交互項(xiàng)對企業(yè)家創(chuàng)新性活動(dòng)產(chǎn)生顯著的負(fù)向影響(beta=-0.123,p<0.1); 模型12的檢驗(yàn)結(jié)果顯示, 政治關(guān)聯(lián)與業(yè)績低于歷史期望的交互項(xiàng)的系數(shù)顯著為負(fù)(beta=-0.035,p<0.01), 但政治關(guān)聯(lián)與歷史期望順差的交互項(xiàng)的系數(shù)不顯著. 再對落差與順差狀態(tài)下的作用系數(shù)進(jìn)行T檢驗(yàn), 發(fā)現(xiàn)其差異仍舊顯著(p<0.01). 所以這些結(jié)果與表3基本相同.

5　結(jié)束語

本文將企業(yè)家的風(fēng)險(xiǎn)決策細(xì)分為創(chuàng)新性活動(dòng)與破壞性活動(dòng)兩種類型, 基于企業(yè)行為理論、前景理論與參照點(diǎn)契約理論等探討了期望落差與順差兩種狀態(tài)下企業(yè)家風(fēng)險(xiǎn)決策偏好機(jī)制及政治關(guān)聯(lián)在其間的調(diào)節(jié)作用, 并結(jié)合中國家族上市公司數(shù)據(jù)進(jìn)行了實(shí)證檢驗(yàn). 本文得到以下穩(wěn)健的結(jié)論: 1)無論是在行業(yè)期望落差還是歷史期望落差狀態(tài)下, 隨著落差程度的增加, 企業(yè)家冒險(xiǎn)從事創(chuàng)新性活動(dòng)與破壞性活動(dòng)的偏好都將增強(qiáng); 在行業(yè)期望順差狀態(tài)下, 隨著順差程度的增加企業(yè)家冒險(xiǎn)決策的偏好下降, 但在歷史期望順差的狀態(tài)下則隨著順差程度的上升其冒險(xiǎn)決策的偏好增加；2)企業(yè)家從事破壞性活動(dòng)的邊際效應(yīng)在落差狀態(tài)下顯著高于順境狀態(tài)下的邊際效應(yīng); 企業(yè)家創(chuàng)新性活動(dòng)的邊際效應(yīng)在行業(yè)期望落差狀態(tài)下的邊際效應(yīng)小于行業(yè)期望順差下的邊際效應(yīng), 反之其在歷史期望狀態(tài)下的邊際效應(yīng)則更大；3)政治關(guān)聯(lián)促進(jìn)了企業(yè)家冒險(xiǎn)從事破壞性活動(dòng), 但遏制了他們的創(chuàng)新性活動(dòng)偏好, 這種效應(yīng)尤其是在期望落差狀態(tài)下更為明顯.

本文的研究結(jié)果一方面支持了其他學(xué)者的研究結(jié)論, 比如落差狀態(tài)下的企業(yè)家更具有冒險(xiǎn)變革的傾向[7,34], 行業(yè)期望順差狀態(tài)下規(guī)避變革的動(dòng)機(jī)相比于落差狀態(tài)下的變革動(dòng)力更強(qiáng)烈[8]. 但也有一些不一樣的結(jié)論. 第一, 基于自我比較的歷史期望差距下的冒險(xiǎn)決策行為不同于基于社會比較的行業(yè)期望差距下的冒險(xiǎn)決策偏好. 早期不少學(xué)者只是選擇歷史期望或者行業(yè)期望進(jìn)行檢驗(yàn), 但本文的研究表明，這兩種差距對企業(yè)家決策行為所起到的作用是存在差異的. 尤其是在歷史期望順差背景下, 并沒有發(fā)現(xiàn)隨著順差程度的增加其冒險(xiǎn)精神出現(xiàn)下降, 而是冒險(xiǎn)地進(jìn)行創(chuàng)新性活動(dòng)與破壞性活動(dòng)的傾向都顯著提高. 也就是說, 企業(yè)家在期望順差狀態(tài)下并未表現(xiàn)出安于現(xiàn)狀而規(guī)避風(fēng)險(xiǎn), 這是個(gè)值得學(xué)者反思的問題. 第二, 企業(yè)家從事破壞性活動(dòng)的動(dòng)因與創(chuàng)新性活動(dòng)的動(dòng)因存在相同的地方, 比如落差狀態(tài)下都有可能導(dǎo)致企業(yè)家積極的創(chuàng)新性活動(dòng)及消極的破壞性活動(dòng), 但也存在差異. 比如企業(yè)家創(chuàng)新性活動(dòng)的動(dòng)力在歷史期望順差狀態(tài)下提高了, 但其在行業(yè)期望順差狀態(tài)下則下降了; 企業(yè)家的破壞性活動(dòng)傾向在歷史期望順差狀態(tài)下提高了, 但其在行業(yè)期望順差狀態(tài)下則降低了.

本文將企業(yè)家冒險(xiǎn)從事破壞性活動(dòng)納入期望差距與冒險(xiǎn)決策的研究模型, 并將其與研發(fā)等創(chuàng)新活動(dòng)進(jìn)行比較, 這進(jìn)一步拓展了前期的理論研究框架, 并且從經(jīng)營狀況這種內(nèi)源因素探討了中國企業(yè)家的風(fēng)險(xiǎn)決策偏好，也在一定程度上補(bǔ)充了制度理論的研究成果. 但仍有些問題需要進(jìn)一步的探討. 比如基于社會比較的行業(yè)期望差距與基于自我比較的歷史期望差距在對企業(yè)家冒險(xiǎn)決策的影響作用是存在一定的差異的, 導(dǎo)致這種差異的根源是什么還是個(gè)黑箱; 又比如, 本文僅僅考慮到“向后看”, 但如果考慮到“向前看”, 即企業(yè)家考慮到未來的期望損失或收益[90]、投資環(huán)境的不確定性[91], 則企業(yè)家的冒險(xiǎn)決策行為又如何變化, 這也有待于在理論上進(jìn)行新的探索; 最后, 企業(yè)家在冒險(xiǎn)決策時(shí)可能會同時(shí)進(jìn)行創(chuàng)造性活動(dòng)和破壞性活動(dòng), 或者在兩種活動(dòng)中選擇其中之一, 或者消極地不傾向于采取任何冒險(xiǎn)的破壞性行為或創(chuàng)造性活動(dòng)行為, 企業(yè)家冒險(xiǎn)決策的組合模式與期望差距存在什么關(guān)系, 這也有待于今后進(jìn)一步的分析.

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Aspiration gap, entrepreneur’s risk-based decision making and risk preference: Evidence from Chinese listed family firms

HE Xiao-gang1,2, LIAN Yan-ling3, Lü Fei-fei1,2

1. School of Business, Shanghai University of Finance & Economics, Shanghai 200433, China;2. School of Zhejiang, Shanghai University of Finance & Economics, Jinhua 321019, China;3. School of Business, East China Normal University, Shanghai 200062, China

This paper discusses the effects of gap between aspiration and performance on entrepreneur’s creative and destructive activities and explores the moderate effect of political ties. Using the data of Chinese listed family firms, several main conclusions are drawn as follows. First, entrepreneurs increase their creative and destructive activities with firms’ past performance above firm based aspiration (historical comparison) and firm’s performance below aspiration (both historical and social comparison), but they reduce those risk-taking behaviors when performance is above social-based aspiration (social comparison). Second, marginal effect of conducting destructive activities with performance below aspiration is much higher than taking such activities with performance above aspiration. Marginal effect of taking creative activities with performance below social-based aspiration is lower than conducting creative actions with performance above aspiration, and which is even stronger in the model of historical comparison. Third, moderate effect of political ties on the relationship between aspiration gap and entrepreneur’s risk decision making is significant especially in the condition of negative gap between performance and aspiration. When performance is below aspiration, political ties decrease entrepreneur’s motivations of conducting creative activities and induce them to allocate more resources into destructive activities.

aspiration gap; risk preference; entrepreneurial behavior; political ties; family firms

2013-07-01；

2015-03-23.

國家自然科學(xué)基金資助項(xiàng)目 (71172140； 71372037)； 上海財(cái)經(jīng)大學(xué)創(chuàng)新團(tuán)隊(duì)支持計(jì)劃資助項(xiàng)目(2016110394)； 上海財(cái)經(jīng)大學(xué)優(yōu)秀博士學(xué)位論文培育基金資助項(xiàng)目(CXJJ-2014-322)； 上海財(cái)經(jīng)大學(xué)研究生科研創(chuàng)新基金資助項(xiàng)目(CXJJ2011-371) .

賀小剛(1971—), 男, 江西永新人, 博士, 講席教授, 博士生導(dǎo)師. Email: hxg@mail.shufe.edu.cn

F276.6

A

1007-9807(2016)08-0001-20