董事會(huì)特征影響企業(yè)進(jìn)入互聯(lián)網(wǎng)金融行業(yè)嗎？
——來自中國互聯(lián)網(wǎng)金融企業(yè)數(shù)據(jù)的實(shí)證研究*

張霜凝，李靜

一、引言

2013年被稱為互聯(lián)網(wǎng)金融元年，作為普惠金融和金融市場(chǎng)化的重要?jiǎng)?chuàng)新領(lǐng)域，互聯(lián)網(wǎng)金融通過技術(shù)平臺(tái)的資金匯集、信息分享、信用塑造和價(jià)格發(fā)現(xiàn)等功能，為小額投融資需求開辟了一條便捷高效的路徑，降低了投融資者的準(zhǔn)入門檻與交易成本，讓更多小微初創(chuàng)企業(yè)和普通金融消費(fèi)者的投融資需求得以滿足，極大促進(jìn)了金融業(yè)的市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)和資源優(yōu)化配置。經(jīng)過幾年寬監(jiān)管環(huán)境下的野蠻發(fā)展，中國的互聯(lián)網(wǎng)金融行業(yè)涌現(xiàn)出了一批優(yōu)秀的企業(yè)，但由于利潤回報(bào)高、發(fā)展前景廣的行業(yè)特征以及不理智的羊群效應(yīng)投資行為等因素導(dǎo)致了大批渴望轉(zhuǎn)型的企業(yè)進(jìn)駐互聯(lián)網(wǎng)金融行業(yè)，使得該行業(yè)亂象也逐漸凸顯。所以，目前進(jìn)入互聯(lián)網(wǎng)金融行業(yè)的企業(yè)類型多、數(shù)量大，并不局限于金融企業(yè)與互聯(lián)網(wǎng)企業(yè)，從2007年到2015年，我國互聯(lián)網(wǎng)金融行業(yè)的企業(yè)規(guī)模呈現(xiàn)井噴式的發(fā)展態(tài)勢(shì)(如圖1所示)。為了響應(yīng)國家的“雙創(chuàng)”號(hào)召，許多民營企業(yè)紛紛成立子公司專業(yè)運(yùn)作互聯(lián)網(wǎng)金融，滿腔熱血地加入金融創(chuàng)新的浪潮，在2015年已達(dá)到68家，直到2015年12月，以“e租寶”、錢寶等企業(yè)為代表的惡性事件標(biāo)志著監(jiān)管政策轉(zhuǎn)向，導(dǎo)致了我國互聯(lián)網(wǎng)金融企業(yè)數(shù)量大幅縮減。

傳統(tǒng)觀點(diǎn)認(rèn)為，多元化戰(zhàn)略是通過企業(yè)內(nèi)部發(fā)展或者外部并購行為進(jìn)入新領(lǐng)域的一種成長(zhǎng)和發(fā)展行為?；谶@一觀點(diǎn)，本文將企業(yè)進(jìn)入互聯(lián)網(wǎng)金融行業(yè)這一行為定義為企業(yè)多元化戰(zhàn)略。多元化經(jīng)營往往是董事會(huì)運(yùn)作的結(jié)果，因?yàn)槎聲?huì)在公司治理機(jī)制中擔(dān)任核心角色，承擔(dān)著為公司戰(zhàn)略分配資源、提供創(chuàng)造性思維以及建立外界聯(lián)系的任務(wù)，所以公司治理是否成功關(guān)鍵在于董事會(huì)職能發(fā)揮得如何。而董事會(huì)特征很大方面決定了董事會(huì)職能的發(fā)揮,因此董事會(huì)特征與是否進(jìn)入互聯(lián)網(wǎng)金融行業(yè)這一多元化戰(zhàn)略之間往往存在著某種內(nèi)在關(guān)聯(lián)。尤其是我國互聯(lián)網(wǎng)金融市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)日益加劇，環(huán)境的復(fù)雜性不斷增強(qiáng)，決策不確定性日益增加，在如此動(dòng)態(tài)環(huán)境下制定正確的企業(yè)戰(zhàn)略，確保企業(yè)獲取競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)，需要董事會(huì)發(fā)揮更加重要的作用。

圖1 新進(jìn)入互聯(lián)網(wǎng)金融行業(yè)的公司數(shù)

關(guān)于董事會(huì)特征，以往國內(nèi)外研究的焦點(diǎn)主要集中在董事會(huì)特征與公司績(jī)效的關(guān)系。目前，國外許多學(xué)者已經(jīng)開始對(duì)影響董事會(huì)特征的因素及其給公司帶來的效果進(jìn)行相關(guān)的研究。在歐美國家，學(xué)者們已經(jīng)得到了一些關(guān)于董事會(huì)異質(zhì)性對(duì)公司治理、公司績(jī)效以及公司決策效率影響的結(jié)論，但結(jié)論并不完全相同。我國學(xué)者們主要是從董事會(huì)的特征和結(jié)構(gòu)兩個(gè)角度著手研究董事會(huì)和多元化戰(zhàn)略的關(guān)系(賀遠(yuǎn)瓊和楊文，2010；劉兵和劉佳鑫，2015；劉進(jìn)和池趁芳，2016)，其中包括董事會(huì)人數(shù)、董事長(zhǎng)與總經(jīng)理是否兩職合一、董事會(huì)平均學(xué)歷、董事持股比例和董事會(huì)會(huì)議次數(shù)等。盡管國內(nèi)外眾多學(xué)者從不同的理論視角闡述董事會(huì)的作用機(jī)理，但一致認(rèn)可董事會(huì)對(duì)于公司戰(zhàn)略決策具有重要的作用：董事會(huì)通過決策是否進(jìn)入和退出行業(yè)影響行業(yè)結(jié)構(gòu)和企業(yè)績(jī)效演進(jìn)(袁萍等，2006)。然而現(xiàn)有的相關(guān)研究很少考慮到不同行業(yè)間的差異。本文基于互聯(lián)網(wǎng)金融行業(yè)的特殊性，選取198家上市公司的數(shù)據(jù)為研究樣本，通過建立CATPCA-Logistic模型對(duì)樣本公司的董事會(huì)特征和公司是否進(jìn)入互聯(lián)網(wǎng)金融行業(yè)的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證分析與研究，研究結(jié)論可以較大程度上揭示董事會(huì)特征與企業(yè)是否進(jìn)入互聯(lián)網(wǎng)金融行業(yè)的內(nèi)在聯(lián)系，為促進(jìn)互聯(lián)網(wǎng)金融行業(yè)的穩(wěn)定發(fā)展提供必要的理論參考和實(shí)際借鑒。

二、文獻(xiàn)回顧與假說提出

(一)文獻(xiàn)回顧

多元化戰(zhàn)略又被稱為多元化經(jīng)營或者多樣化經(jīng)營，目前關(guān)于多元化戰(zhàn)略主要有兩種觀點(diǎn)：第一種觀點(diǎn)強(qiáng)調(diào)多元化戰(zhàn)略是一種經(jīng)營方式，使業(yè)務(wù)分布于多個(gè)行業(yè)。Gort (1962)認(rèn)為，企業(yè)多元化經(jīng)營應(yīng)該定義為企業(yè)涉及的不同市場(chǎng)數(shù)量的增加，僅涉及同類產(chǎn)品或以垂直結(jié)合方式建立的市場(chǎng)不應(yīng)作為多元化經(jīng)營。我國學(xué)者基于這一觀點(diǎn)也對(duì)多元化戰(zhàn)略進(jìn)行了界定，汪建成和毛蘊(yùn)詩(2006)在總結(jié)前人研究成果的基礎(chǔ)上認(rèn)為，多元化戰(zhàn)略是企業(yè)產(chǎn)品或者服務(wù)涉及兩個(gè)及兩個(gè)以上行業(yè)的一種經(jīng)營方式。第二種觀點(diǎn)認(rèn)為多元化戰(zhàn)略是企業(yè)的行為過程，即多元化戰(zhàn)略是企業(yè)進(jìn)入新行業(yè)的一種成長(zhǎng)方式。Anosff(1957)最早從動(dòng)態(tài)行為的角度提出了多元化戰(zhàn)略的概念，認(rèn)為企業(yè)的多元化戰(zhàn)略是企業(yè)成長(zhǎng)戰(zhàn)略的一種。巫景飛等(2008)認(rèn)為多元化戰(zhàn)略是企業(yè)通過內(nèi)部發(fā)展或者外部的并購行為進(jìn)入新領(lǐng)域的一種成長(zhǎng)和發(fā)展行為。由于企業(yè)進(jìn)入互聯(lián)網(wǎng)金融行業(yè)屬于動(dòng)態(tài)行為，所以本文對(duì)多元化的界定主要基于第二種視角。

在刻畫董事會(huì)特征方面，傳統(tǒng)理論認(rèn)為人口統(tǒng)計(jì)學(xué)變量可以作為管理人員認(rèn)知和價(jià)值觀的代理變量(Tsui and O'Reilly，1989)，這一方法現(xiàn)在被學(xué)者在研究高管團(tuán)隊(duì)中普遍使用，使用年齡、性別、任期、學(xué)歷等變量作為高層管理者價(jià)值觀、認(rèn)知能力、心理特征以及其他個(gè)性的代替變量，經(jīng)過國外學(xué)者的實(shí)證，發(fā)現(xiàn)管理層權(quán)力理論在世界范圍內(nèi)有廣泛的適用性(Pathan，2009)。

目前國內(nèi)外專門針對(duì)董事會(huì)特征與多元化戰(zhàn)略的關(guān)系進(jìn)行的研究相對(duì)較少，大部分研究被放入公司治理與多元化戰(zhàn)略的關(guān)系的研究中。Amihud and Lev(1981)提出董事會(huì)權(quán)利大小影響著決策有效性以及投資項(xiàng)目的合理性的理論，認(rèn)為當(dāng)經(jīng)營管理層擁有較高的持股比例時(shí)，他們?yōu)榱俗非髠€(gè)人利益往往傾向于選擇實(shí)施多元化戰(zhàn)略以分散企業(yè)經(jīng)營中的個(gè)人風(fēng)險(xiǎn)。在此基礎(chǔ)上，國內(nèi)外學(xué)者經(jīng)過實(shí)證分析得出，企業(yè)多元化程度與外部大股東的持股比例呈負(fù)相關(guān)，但對(duì)于多元化程度與董事會(huì)持股之間關(guān)系的意見不一致(Chen and Ho，1996；Roberto，2016；RAO and Carol, 2016)。而國內(nèi)關(guān)于董事會(huì)特征與多元化程度的專門研究相對(duì)更少，且未形成統(tǒng)一看法。秦拯(2004)指出，公司的多元化程度高，則需要處理較多的事務(wù)，要求決策快速、高效，因此更為普遍地存在董事長(zhǎng)與總經(jīng)理合二為一的現(xiàn)象；陳傳明和孫俊華(2008)發(fā)現(xiàn)內(nèi)部董事比例與多元化程度的關(guān)系并不顯著，而董事會(huì)規(guī)模與企業(yè)多元化程度存在正向相關(guān)關(guān)系。胡旭陽和史晉川( 2008)、鄧新明(2011)等實(shí)證研究表明，有政治關(guān)聯(lián)的企業(yè)更傾向于實(shí)施多元化行為，尤其是非相關(guān)多元化，但鄭建明等(2014)指出董事長(zhǎng)的政治關(guān)聯(lián)作用會(huì)抑制企業(yè)過度多元化。

除了以股權(quán)比例、董事會(huì)規(guī)模等指標(biāo)作為董事會(huì)權(quán)力集中程度的特征外，目前的研究也開始涉及衡量董事會(huì)成員的人口背景特征，已經(jīng)得到統(tǒng)一的結(jié)論大致分為：第一，公司管理者的受教育程度越高，其整合復(fù)雜信息、創(chuàng)新能力、分析新情況的能力越強(qiáng)，并且受教育程度較高的管理者對(duì)不確定性的容忍程度更大，對(duì)企業(yè)的創(chuàng)新戰(zhàn)略活動(dòng)更加重視(Wiersema and Bantel，1992；Datta，2003)。第二，女性董事成員、年長(zhǎng)的董事成員對(duì)多元化戰(zhàn)略持保守態(tài)度(胡榮和胡康, 2007)。第三，企業(yè)家曾任職的企業(yè)數(shù)與企業(yè)多元化程度顯著正相關(guān)(陳傳明和孫俊華，2008)。而董事成員的財(cái)務(wù)背景是否促進(jìn)多元化在國內(nèi)外的結(jié)論不一致，國外學(xué)者認(rèn)為有財(cái)務(wù)背景的董事成員一般將企業(yè)看成資源的組合, 不需要與單獨(dú)的業(yè)務(wù)線相聯(lián)系，從而提高了多元化程度(Hayes and Abernathy，1980；Jensen and Zajac，2004)，但國內(nèi)學(xué)者陳傳明和孫俊華(2008)基于中國上市企業(yè)的實(shí)證指出具有財(cái)務(wù)背景的董事成員對(duì)多元化戰(zhàn)略有抑制作用。

綜上，國內(nèi)外學(xué)者對(duì)董事會(huì)特征與企業(yè)多元化戰(zhàn)略的研究相對(duì)較少且未形成統(tǒng)一結(jié)論，對(duì)于公司治理與多元化經(jīng)營之間的內(nèi)在聯(lián)系研究大多是基于股權(quán)結(jié)構(gòu)的視角得出的，且研究大多集中于研究整個(gè)市場(chǎng)，很少對(duì)具體行業(yè)進(jìn)行分類研究。因此，本文基于上述文獻(xiàn)的研究結(jié)論，結(jié)合我國互聯(lián)網(wǎng)金融市場(chǎng)的發(fā)展特點(diǎn)，參照了Hambrick等(1984)的影響因素模型，通過選取包括董事會(huì)規(guī)模、董事會(huì)權(quán)利集中程度、職業(yè)背景、政治背景、教育背景、性別、年齡、是否兼任高管等董事會(huì)特征，進(jìn)而分析董事會(huì)特征對(duì)企業(yè)是否進(jìn)入互聯(lián)網(wǎng)金融行業(yè)的影響效應(yīng)，旨在從企業(yè)管理層面揭示互聯(lián)網(wǎng)金融行業(yè)發(fā)展的演進(jìn)規(guī)律。

(二)研究假設(shè)

從董事會(huì)成員來說，董事會(huì)特征一般選取年齡、性別、職業(yè)、政治背景、學(xué)歷等指標(biāo)進(jìn)行衡量(袁萍等，2006；陳傳明、孫俊華，2008)。本文基于我國互聯(lián)網(wǎng)金融市場(chǎng)的特殊性，對(duì)上述指標(biāo)進(jìn)行理論分析。第一，較年輕的董事會(huì)成員更偏好風(fēng)險(xiǎn)，有較強(qiáng)的創(chuàng)新能力，更愿意進(jìn)行企業(yè)多元化戰(zhàn)略，所以在風(fēng)險(xiǎn)未知的互聯(lián)網(wǎng)金融井噴式發(fā)展中更愿意進(jìn)入互聯(lián)網(wǎng)金融行業(yè)。第二，從心理學(xué)研究角度分析，女性董事成員的風(fēng)險(xiǎn)偏好程度較低(胡榮、胡康, 2007)，而在進(jìn)行多元化戰(zhàn)略時(shí)，行業(yè)的風(fēng)險(xiǎn)程度是其首要考慮指標(biāo)，所以在眾多學(xué)者的研究中女性董事比例對(duì)企業(yè)多元化戰(zhàn)略起到抑制作用(Hambrick等，1984)。第三，新興行業(yè)的興起需要規(guī)范市場(chǎng)制度，而市場(chǎng)制度往往通過政策表現(xiàn)，因此對(duì)于利好政策的正確解讀也對(duì)企業(yè)進(jìn)入行業(yè)起到推動(dòng)作用。一般認(rèn)為，政治背景越高的董事會(huì)成員對(duì)政策的敏感性越高(鄧新明，2011)，更能理解政策含義以及深度理解政策背后監(jiān)管部門對(duì)互聯(lián)網(wǎng)金融行業(yè)所持的態(tài)度，偏好于抓住互聯(lián)網(wǎng)金融的機(jī)遇，從而拓寬企業(yè)業(yè)務(wù)。第四，有金融工作背景的董事會(huì)成員對(duì)金融系統(tǒng)的了解更透徹，對(duì)互聯(lián)網(wǎng)金融行業(yè)的認(rèn)知也更深刻，對(duì)于互聯(lián)網(wǎng)金融行業(yè)的利潤前景和普惠金融的發(fā)展理念更加了解，對(duì)互聯(lián)網(wǎng)金融的未來走向的態(tài)度也更加樂觀，有助于推動(dòng)企業(yè)盡早進(jìn)入行業(yè)，占據(jù)主要市場(chǎng)份額?；谏鲜鲇^點(diǎn)，提出以下假設(shè)：

H1：董事會(huì)成員平均年齡越小、學(xué)歷和政治背景越高以及有金融工作背景的董事人數(shù)越多會(huì)推動(dòng)企業(yè)進(jìn)入互聯(lián)網(wǎng)金融行業(yè)，而女性成員占比多會(huì)阻礙企業(yè)進(jìn)入互聯(lián)網(wǎng)金融行業(yè)。

從董事會(huì)架構(gòu)來說，董事會(huì)特征一般選取權(quán)利程度、兩職合一、董事會(huì)規(guī)模等指標(biāo)進(jìn)行衡量。具體來說，第一，董事會(huì)的權(quán)利集中程度越高，越能代表企業(yè)進(jìn)行決策時(shí)的較高話語權(quán)，提出決策后被通過并執(zhí)行的可能性越大，其中包括董事會(huì)成員持股比例的股權(quán)性權(quán)利以及董事會(huì)成員在外任職的威望性權(quán)利。股權(quán)性權(quán)利表明董事會(huì)成員會(huì)為了自身利益而進(jìn)行多元化戰(zhàn)略分散風(fēng)險(xiǎn)；威望性權(quán)利表明如果企業(yè)家在多個(gè)企業(yè)任職, 具有豐富職業(yè)經(jīng)歷, 則他們對(duì)多元化經(jīng)營中出現(xiàn)的復(fù)雜問題和突發(fā)事件的處理能力越強(qiáng)，社交網(wǎng)絡(luò)的規(guī)模越大，從而通過關(guān)系網(wǎng)絡(luò)為企業(yè)多元化戰(zhàn)略實(shí)施提供的資源越多。第二，董事會(huì)規(guī)模越大，董事會(huì)的整合資源能力、專業(yè)能力較強(qiáng)。在企業(yè)其他指標(biāo)不變的前提下，規(guī)模較大的董事會(huì)體現(xiàn)了董事成員多元化以及企業(yè)的綜合實(shí)力較強(qiáng)，所以更有實(shí)力進(jìn)行企業(yè)多元化戰(zhàn)略。規(guī)模較大的董事會(huì)包含更多的經(jīng)驗(yàn)、知識(shí)結(jié)構(gòu)和強(qiáng)大的信息處理能力，能夠?yàn)槠髽I(yè)戰(zhàn)略決策制定過程帶來更多的資源，從而有利于企業(yè)處理多元化戰(zhàn)略后面臨的一系列問題，提高企業(yè)采取多元化戰(zhàn)略行為的主動(dòng)性。第三，管家理論認(rèn)為兩職合一能使企業(yè)高級(jí)管理層指令統(tǒng)一、決策一致(Donaldson，1990)。隨著董事會(huì)中兼任經(jīng)理的董事比例提高，經(jīng)理層就有更多的機(jī)會(huì)操縱董事會(huì)的議程、議案，在公司戰(zhàn)略制定中也就獲得了更多的話語權(quán)和決策權(quán)。且內(nèi)部代理層級(jí)的減少使董事會(huì)更加清楚公司運(yùn)營的真實(shí)情況，能夠據(jù)此作出符合公司長(zhǎng)期利益的投資決策。根據(jù)以上理論，當(dāng)兼任高管人數(shù)比例多的董事會(huì)做出進(jìn)入互聯(lián)網(wǎng)金融行業(yè)的決策時(shí)，說明企業(yè)適合進(jìn)入互聯(lián)網(wǎng)金融行業(yè)，所以決策實(shí)行的可能性會(huì)大幅度提高，在很大程度上表現(xiàn)了組織權(quán)利對(duì)進(jìn)入互聯(lián)網(wǎng)金融行業(yè)的正向促進(jìn)作用。因此，基于上述觀點(diǎn)，提出以下假設(shè)：

H2：董事會(huì)規(guī)模越大、權(quán)利集中程度越高、兼任高管的人數(shù)比例越大越會(huì)推動(dòng)企業(yè)進(jìn)入互聯(lián)網(wǎng)金融行業(yè)。

三、數(shù)據(jù)說明與模型設(shè)定

(一)數(shù)據(jù)說明

本文以2013年前上市并且被賦予“互聯(lián)網(wǎng)金融”概念的企業(yè)為研究對(duì)象，考慮到企業(yè)經(jīng)營發(fā)生變化以及金融機(jī)構(gòu)在互聯(lián)網(wǎng)金融行業(yè)上的特殊性，對(duì)樣本做出如下處理：剔除ST公司數(shù)值，剔除金融機(jī)構(gòu)數(shù)值，剔除關(guān)鍵變量數(shù)據(jù)缺失的企業(yè)。經(jīng)過上述處理后，剩下100家擁有“互聯(lián)網(wǎng)金融”概念的上市公司。為了與進(jìn)入互聯(lián)網(wǎng)金融行業(yè)的企業(yè)對(duì)比，本文選取不同行業(yè)分類下的非互聯(lián)網(wǎng)金融企業(yè)作為代表，其中，行業(yè)分類依據(jù)證監(jiān)會(huì)的分類標(biāo)準(zhǔn)并考慮到金融業(yè)布局互聯(lián)網(wǎng)金融行業(yè)的特殊性，刪去金融類行業(yè)，具體通過隨機(jī)選取各行業(yè)內(nèi)的7家企業(yè)，經(jīng)篩選后共98家企業(yè)。綜上所述，本文最終得到有效樣本198家。數(shù)據(jù)來源于國泰安數(shù)據(jù)庫和中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫。各個(gè)變量選取和定義如下：

1.被解釋變量(Entry)。為二元選擇變量，即是否進(jìn)入互聯(lián)網(wǎng)金融行業(yè)，對(duì)其進(jìn)行賦值，1=企業(yè)進(jìn)入，0=未進(jìn)入。

2.解釋變量

(1)董事會(huì)成員受教育程度(Edu)。以學(xué)歷表示并對(duì)學(xué)歷賦值后進(jìn)行加權(quán)平均，1=中專及中專以下，2=大專，3=本科，4=碩士研究生，5=博士研究生，6=其他(以其他形式公布的學(xué)歷，如榮譽(yù)博士、函授等)。根據(jù)樣本數(shù)據(jù)分布情況，由于大專學(xué)歷以下、博士研究生和其他分類下的樣本量較少，為使數(shù)據(jù)均勻分布，本文將變量分類進(jìn)行調(diào)整，3=本科及以下，4=碩士及以上。

(2)董事會(huì)成員平均年齡(Age)。以平均年齡表示，為連續(xù)變量。根據(jù)數(shù)據(jù)分布的特點(diǎn)，按四等分法將其處理為有序分類變量，1=50歲以下，2=50-55歲，3=55-60歲，4=60-65歲。在回歸時(shí)設(shè)置為以最小值為參考。

(3)有金融工作經(jīng)歷的董事占比(Exp)。具體用有金融工作經(jīng)歷的董事占董事會(huì)規(guī)模的比例衡量。

(4)政治背景(Politic)。由于政治關(guān)系可以通過正式渠道和非正式渠道兩種方式獲得，非正式渠道的政治關(guān)系難以衡量，所以國內(nèi)外學(xué)者傾向于把企業(yè)的政治關(guān)系看作企業(yè)層領(lǐng)導(dǎo)目前所具備的政治頭銜或與其相關(guān)的政治關(guān)系，從而研究它對(duì)企業(yè)經(jīng)營績(jī)效和企業(yè)價(jià)值的影響。本文借鑒這種指標(biāo)選取方式，對(duì)董事會(huì)成員按政治級(jí)別分成3類，并進(jìn)行賦值，1=省級(jí)以上，2=市縣區(qū)級(jí)，3=其他(鄉(xiāng)級(jí)以下或者無背景)。在回歸時(shí)設(shè)置為以最大值為參考。

(5)女性董事占比(Female)具體用女性董事人數(shù)之和占董事會(huì)規(guī)模的比例衡量。

(6)董事會(huì)規(guī)模(Size)。本文采用董事會(huì)人數(shù)之和作為董事會(huì)規(guī)模的替代變量。

(7)董事成員兼任高管的人數(shù)占比(Dual)。具體用兼任高管的董事人數(shù)占董事會(huì)規(guī)模的比例衡量。

(8)平均董事會(huì)權(quán)力程度(APH)。綜合考慮股權(quán)性和威望性權(quán)力的赫芬德爾指數(shù)的算術(shù)平均值。借鑒周杰、薛鴻博(2013)所采用的處理方法，筆者分別測(cè)量了董事會(huì)每位成員所擁有的兩種類型權(quán)力的得分。第一，股權(quán)性權(quán)力得分(Equity)，董事會(huì)中每個(gè)成員的持股數(shù)量與董事會(huì)成員中持股數(shù)量的最大值之比。根據(jù)權(quán)利得分的定義，股權(quán)性得分越高說明在表決時(shí)的權(quán)利程度越高。第二，威望性權(quán)力得分(Prestige)。除本公司外任職于其他單位的單位數(shù)量，但不包括控股子公司。董事會(huì)成員任職于其他單位的數(shù)量越多，掌握其他公司的信息越多。如果其他公司紛紛做出進(jìn)入決策，則可能發(fā)生羊群效應(yīng)，提高該董事成員決策進(jìn)入的可能性。

在獲取董事權(quán)力得分的基礎(chǔ)上，本文將采用赫芬德爾指標(biāo)計(jì)算每種類型權(quán)力的集中程度。具體過程如下：針對(duì)威望性類型的權(quán)力，首先將每位董事的權(quán)力得分相加得到權(quán)力總分；然后計(jì)算每位董事的權(quán)力得分與總分的比值，得到權(quán)力比例；最后計(jì)算每位董事權(quán)力比值的平方和，其結(jié)果為該類型權(quán)力的集中程度。同理得到股權(quán)性權(quán)力集中程度指標(biāo)。APH為各類型權(quán)力集中程度指標(biāo)的算術(shù)平均值。

圖2 互聯(lián)網(wǎng)金融企業(yè)數(shù)的地域分布

3.其他控制變量。

(1)企業(yè)規(guī)模(CSize)。公司規(guī)模對(duì)企業(yè)創(chuàng)新戰(zhàn)略的制定和實(shí)施會(huì)產(chǎn)生顯著的影響，與小企業(yè)相比，規(guī)模大的企業(yè)擁有更多的資源從事創(chuàng)新活動(dòng)。因此把公司規(guī)模作為多元化戰(zhàn)略的控制變量(周健、李小青，2013)。由于企業(yè)總資產(chǎn)數(shù)值較大，在因變量為0-1變量時(shí)具體用企業(yè)總資產(chǎn)除以10億。

(2)是否是互聯(lián)網(wǎng)行業(yè)(Internet)。互聯(lián)網(wǎng)行業(yè)本身已經(jīng)擁有互聯(lián)網(wǎng)金融進(jìn)入的標(biāo)準(zhǔn)技術(shù)，其向互聯(lián)網(wǎng)金融行業(yè)滲透的力量比其他普通民營企業(yè)要強(qiáng)得多，影響了企業(yè)的資源豐富度和信息搜尋能力，從而影響進(jìn)入互聯(lián)網(wǎng)金融的能力。

(3)是否是北上廣深地區(qū)(Area)。如圖2所示，互聯(lián)網(wǎng)金融企業(yè)主要集中在金融資源豐富的北上廣深，所以認(rèn)為地域?qū)κ欠襁M(jìn)入存在影響。不同地域金融資源分布不同會(huì)造成金融普及度和金融活動(dòng)參與度的不同，由于北上廣深金融資源較為豐富，是重大金融機(jī)構(gòu)特別是大型金融機(jī)構(gòu)比較集中的地方，互聯(lián)網(wǎng)金融的發(fā)展也較迅速，在這種環(huán)境下，企業(yè)選擇進(jìn)入互聯(lián)網(wǎng)金融的可能性也會(huì)更大。

以上各個(gè)變量的統(tǒng)計(jì)性描述如表1所示：

表1 變量描述匯總

(二)計(jì)量模型

由于不同變量之間可能存在信息冗余，產(chǎn)生多重共線性的效應(yīng)，為了消除多重共線性的影響，本文建立如下CATPCA-Logistic模型：

Logit(ENTRY)=β0i+β1iAreai+β2iInterneti+β3iCSizei+β4iXi+β5iPolitici+β6iEcpi

+β7iEdui+β8iFemalei+β9iDuali+β10iAPHi+β11iSizei+ε0i(M0)

為了研究不同權(quán)力程度的影響，將M0中APH變量拆分成股權(quán)性和威望性變量，分別構(gòu)造以下CATPCA-Logistic模型：

Logit(ENTRY)=β0i+β1iAreai+β2iInterneti+β3iCSizei+β4iXi+β5iPolitici+β6iEcpi

+β7iEdui+β8iFemalei+β9iDuali+β10iEquityi+β11iSizei+ε1i(M1)

Logit(ENTRY)=β0i+β1iAreai+β2iInterneti+β3iCSizei+β4iAgei+β5iPolitici+β6iEcpi

+β7iEdui+β8iFemalei+β9iDuali+β10iPrestigei+β11iSizei+ε2i(M2)

四、計(jì)量估計(jì)結(jié)果與分析

(一)多重共線性檢驗(yàn)

Logistic模型可以描述二元變量與解釋變量之間的解釋程度。如果解釋變量之間存在多重共線性，則模型參數(shù)的估計(jì)可能導(dǎo)致無效的統(tǒng)計(jì)推斷。由于數(shù)據(jù)不滿足Pearson相關(guān)系數(shù)檢驗(yàn)的前提(連續(xù)型變量且為正態(tài)分布)，并且樣本量與變量數(shù)較多，所以也未選用Spearman相關(guān)系數(shù)檢驗(yàn)，而采用線性回歸中的共線性檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如表2所示：

由表2可知，在12維度時(shí)特征值約為0，同時(shí)條件指數(shù)遠(yuǎn)遠(yuǎn)大于10時(shí)，說明變量間可能存在多重共線性。

(二)分類主成分分析(CATPCA)

當(dāng)變量間存在多重共線性時(shí)，所估計(jì)的回歸系數(shù)可能不準(zhǔn)確，降低了模型的預(yù)測(cè)能力，可以采取主成分分析法進(jìn)行修正。傳統(tǒng)主成分分析(PCA)的目標(biāo)是將m個(gè)變量減少到較少數(shù)量的p個(gè)不相關(guān)變量，這p個(gè)變量被稱為主成分，其盡可能地解釋了數(shù)據(jù)的主要趨勢(shì)。但由于PCA適用于連續(xù)變量，并且只在測(cè)量的數(shù)值水平上進(jìn)行縮放，使得區(qū)間或比率以及變量之間呈線性關(guān)系，因此它不是適用于分類變量的降維問題。對(duì)于分類變量，分類主成分分析法(CATPCA)可以實(shí)現(xiàn)最優(yōu)縮放過程，將類別標(biāo)簽轉(zhuǎn)換為數(shù)值，并且達(dá)到量化變量之間的方差最大化(Linting and Vander Kooij，2012)。因此，下文采用分類主成分分析將觀察到的變量減少為許多不相關(guān)的主成分。

在進(jìn)行CATPCA之前，先對(duì)要進(jìn)行主成分分析的變量進(jìn)行KMO與Bartlett檢驗(yàn)，以判定是否適合此方法。由表3可知，KMO與Bartlett檢驗(yàn)>0.5，說明可以繼續(xù)進(jìn)行(Kemalbay、Gülder and ?zlem，2014)。構(gòu)建出的CATPCA模型如表4所示。

表3 主要解釋變量的KMO檢驗(yàn)與Bartlett檢驗(yàn)

表4 主成分CATPCA的模型摘要

忽略高于4的維度的原因是它們對(duì)總方差的貢獻(xiàn)很小，由表4可以看出。此外，另一個(gè)原因是一般主成分對(duì)應(yīng)的特征值大于1，才說明該主成分有較好的解釋效果。如表4所示，在進(jìn)入互聯(lián)網(wǎng)金融行業(yè)的四維CATPCA中，量化后的解釋變量的20.753%由第一個(gè)主成分解釋，可以確保1.660的最大特征值，第二個(gè)的方差百分比占16.769%，特征值是1.342，并且其他部分分別占剩余方差的盡可能多。因此，所有主成分能夠占量化后變量的總方差的相當(dāng)大的比例，即64.03%。雖然一般在傳統(tǒng)主成分分析法中要大于85%才認(rèn)為主成分分析法可以有效降維，但參考相關(guān)研究(Linting and Vander，2012; Kemalbay，2014)，CATPCA模型在60%水平上也可進(jìn)行。

表5給出了主成分負(fù)荷量，主成分負(fù)荷等于主成分和量化變量之間的Pearson相關(guān)系數(shù)。 CATPCA中的主成分是量化后的解釋變量的加權(quán)總和，權(quán)數(shù)在表中對(duì)應(yīng)于主成分的每個(gè)個(gè)體的對(duì)象分?jǐn)?shù)。

表5 成分負(fù)荷量

由表5可知，第一維度主要對(duì)應(yīng)女性董事人數(shù)、董事會(huì)規(guī)模、董事會(huì)中有金融工作背景人數(shù)和兼任高管人數(shù)，第二維度分離年齡和政治背景，第三維度將APH分離，第四維度分離出學(xué)歷。因此，通過使用四個(gè)主成分作為新的解釋變量來減少Logistic回歸模型的維數(shù)以避免多重共線性。由于控制變量的存在，在主成分進(jìn)入模型之前，為了確保模型不再存在多重共線性，再次進(jìn)行了相關(guān)性檢驗(yàn)。經(jīng)檢驗(yàn)，模型已經(jīng)不存在多重共線性。

(三)估計(jì)結(jié)果

表6給出了CATPCA-Logistic模型的回歸結(jié)果，前三個(gè)主成分顯著，主成分4不顯著，主要原因是主成分4對(duì)變量的解釋力度不足。由OR值和Wald統(tǒng)計(jì)量可以看出，所有主成分都對(duì)估計(jì)有重大貢獻(xiàn)。對(duì)應(yīng)于OBSCO1_3的EXP(B)值為1.47，這意味著當(dāng)OBSCO1_3增加1單位，進(jìn)入互聯(lián)網(wǎng)金融行業(yè)的概率變?yōu)?.47倍。由于主成分3中主要提取的變量為APH，說明APH的作用是顯著的，此結(jié)果與未進(jìn)行主成分的普通Logistic模型回歸結(jié)果不同，說明變量之間的互動(dòng)作用確實(shí)影響了變量的解釋作用。在表6中也給出了Logistic回歸模型的一些擬合度量。Cox&Snell R2，表示被解釋變量的26.3%的變化由模型解釋，但相較之下有更可靠的衡量標(biāo)準(zhǔn)，Nagelkerke R2表明解釋變量與預(yù)測(cè)之間的關(guān)系為35%，這兩個(gè)指標(biāo)都傾向于低于傳統(tǒng)的R2。雖然擬合統(tǒng)計(jì)不夠高，但74.7%的因變量的觀測(cè)值被正確預(yù)測(cè)。

表6 基于CATPCA的Logistic回歸(Enter)

注：*表示在0.1的水平(雙側(cè))上顯著相關(guān)；**表示在0.05的水平(雙側(cè))上顯著相關(guān)；***表示在0.01的水平(雙側(cè))上顯著相關(guān)；其中系數(shù)下面括號(hào)中的數(shù)值為Wald值；N=198。

五、進(jìn)一步分析

表6中主成分OBSCO1_3的系數(shù)為正，說明權(quán)力的集中程度(APH)與戰(zhàn)略轉(zhuǎn)型行為有正相關(guān)關(guān)系，但由于在考慮集中程度時(shí)，將股權(quán)性與威望性指標(biāo)共同放入APH中進(jìn)行處理，兩種權(quán)力集中程度之間可能存在相互抵消效應(yīng)，以及政治行為、合作行為等外生變量(周建，2012)，所以對(duì)權(quán)力進(jìn)行進(jìn)一步的劃分。

(一)考慮兩種權(quán)力指標(biāo)的CATPCA—Logistic模型分析

通過表7可以看出威望性單獨(dú)進(jìn)入方程后，模型效果變好且其主成分都具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義，所以認(rèn)為改進(jìn)的Logistic模型更具有解釋意義。

表7 考慮兩種權(quán)力指標(biāo)的CATPCA-Logistic模型的回歸分析結(jié)果

由OR值和Wald統(tǒng)計(jì)量可以看出，所有主成分都對(duì)估計(jì)有重大貢獻(xiàn)。其中，第一維度主要對(duì)應(yīng)于女性董事人數(shù)、董事會(huì)規(guī)模，第二維度分離年齡和政治背景，第三維度將分離出董事會(huì)中有金融工作背景人數(shù)、兼任高管人數(shù)以及學(xué)歷。

表8給出了總權(quán)力、威望性、股權(quán)性三個(gè)模型的擬合效果，對(duì)于Logistic模型來說，似然比函數(shù)的自然對(duì)數(shù)值對(duì)主成分這種連續(xù)性變量很敏感，需要Hosmer-Lemeshow 檢驗(yàn)作為補(bǔ)充和參照。如表8所示，取顯著性水平0.05，考慮到APH與兼任高管董事占比等變量的自由度數(shù)目 df = 8，計(jì)算出臨界值為15.507，而Hosmer -Lemeshow檢驗(yàn)的卡方值11.259<15.507，所以檢驗(yàn)通過。并且，威望性代替APH進(jìn)入的CATPCA—Logistic模型在綜合考慮地域、互聯(lián)網(wǎng)行業(yè)背景以及企業(yè)規(guī)模三個(gè)控制變量后，屬于董事會(huì)特征的關(guān)鍵解釋變量的預(yù)測(cè)正確率達(dá)到76.3%，R2值也有一定程度的提高，以上結(jié)果說明威望性單獨(dú)進(jìn)入方程可以改進(jìn)原模型。

表8 CATPCA-Logistic模型的擬合程度對(duì)比

但由于股權(quán)性的KMO與Bartlett檢驗(yàn)值略小于0.5，認(rèn)為其使用CATPCA模型的效果不佳，并且股權(quán)性指標(biāo)進(jìn)入Logistic回歸模型的預(yù)測(cè)結(jié)果與APH指標(biāo)相差不大，而威望性指標(biāo)能夠較大提高模型的擬合程度，這說明股權(quán)性指標(biāo)和威望性指標(biāo)確實(shí)存在一定的抵消效應(yīng)，而威望性指標(biāo)在APH指標(biāo)中占主導(dǎo)地位，這與我國董事會(huì)成員一般持股比例較小的實(shí)際相吻合?？梢姡蓹?quán)性指標(biāo)對(duì)我國企業(yè)是否進(jìn)入互聯(lián)網(wǎng)金融行業(yè)的影響不大，所以下文主要使用威望性指標(biāo)代替APH指標(biāo)進(jìn)行回歸分析。

(二)CATPCA-Logistic模型的變量回代檢驗(yàn)

為了對(duì)變量進(jìn)行實(shí)際意義上的解釋并比較改進(jìn)后模型與原始模型的區(qū)別，分別將兩個(gè)模型的主成分系數(shù)回代得出原始變量的系數(shù)。通過對(duì)主成分進(jìn)行還原得到原始解釋變量(經(jīng)CATPCA量化后)的系數(shù)，因?yàn)榉诸愔鞒煞址治鲋辉诜诸惲炕A段與主成分分析法有區(qū)別，所以采用主成分分析法中系數(shù)代回方法。具體步驟如下，第一，結(jié)合表6與表7中主成分的回歸系數(shù)與各自成分負(fù)荷中的因子得分，算出原始變量的系數(shù)；第二，借鑒了對(duì)原始變量回歸系數(shù)檢驗(yàn)的方法(林華珍等，1999)，求出U統(tǒng)計(jì)量，并由此求出P值。結(jié)果如表9所示：

表9 原變量系數(shù)與回歸結(jié)果對(duì)比

續(xù)表9

表9的結(jié)果表明，APH和威望性的系數(shù)都為正，說明綜合后的權(quán)力與單個(gè)權(quán)力所帶來的影響是相同趨勢(shì)的。但只有威望性通過了顯著性檢驗(yàn)，說明區(qū)分權(quán)力類型后會(huì)減少抵消效應(yīng)，從而提升了變量的解釋度，合理推出權(quán)力中威望性權(quán)力是真正的影響因素，且OR=1.458代表威望性增加1單位，進(jìn)入的概率增加1.458倍。該結(jié)果可解釋為：由于戰(zhàn)略轉(zhuǎn)型不會(huì)影響威望性權(quán)力主體的地位，因此對(duì)進(jìn)入有促進(jìn)作用。

由于改進(jìn)的Logistic的回歸模型更有解釋作用，所以對(duì)其回歸結(jié)果進(jìn)行分析，除學(xué)歷未通過Wald檢驗(yàn)外，政治背景、董事會(huì)成員兼任高管比例、董事會(huì)規(guī)模通過了5%水平的顯著性檢驗(yàn)。女性董事比例、金融從業(yè)經(jīng)歷、年齡、威望性權(quán)利得分通過1%水平的顯著性檢驗(yàn)。

董事會(huì)平均年齡的回歸系數(shù)為-0.62323，在1%的水平上顯著，根據(jù)年齡由小到大進(jìn)行賦值，其系數(shù)為負(fù)體現(xiàn)了董事會(huì)平均年齡較高時(shí)對(duì)企業(yè)進(jìn)入互聯(lián)網(wǎng)金融行業(yè)有抑制作用。較年輕的董事會(huì)成員較樂觀積極并且富有創(chuàng)造力，對(duì)互聯(lián)網(wǎng)金融市場(chǎng)的態(tài)度樂觀，會(huì)在市場(chǎng)還未形成寡頭之前盡快進(jìn)入高盈利性的市場(chǎng)，以創(chuàng)新性業(yè)務(wù)取得戰(zhàn)略性地位。

女性董事占比的回歸系數(shù)為負(fù)且在1%的顯著性水平上顯著。結(jié)合互聯(lián)網(wǎng)金融市場(chǎng)的實(shí)際可知，2013年是互聯(lián)網(wǎng)金融行業(yè)的鼎盛時(shí)期，而2014年后經(jīng)歷過“e租寶”事件的互聯(lián)網(wǎng)金融行業(yè)暴露了其不成熟的監(jiān)管機(jī)制，政策風(fēng)險(xiǎn)難以避免。由于女性偏向于規(guī)避風(fēng)險(xiǎn)，對(duì)于投資新項(xiàng)目、進(jìn)入新市場(chǎng)的企業(yè)戰(zhàn)略有負(fù)向促進(jìn)作用。

政治背景系數(shù)為正且顯著，該結(jié)果的現(xiàn)實(shí)解釋為：有較高政治背景的董事會(huì)成員，因?yàn)檎ぷ鞯南到y(tǒng)性，其整合資源的能力強(qiáng)；較高的政治素養(yǎng)使其對(duì)互聯(lián)網(wǎng)金融市場(chǎng)的相關(guān)政策法規(guī)有更深層次的理解，更能把握未來互聯(lián)網(wǎng)金融行業(yè)市場(chǎng)走向。在互聯(lián)網(wǎng)金融行業(yè)中，政策導(dǎo)向?qū)ζ浒l(fā)展起到至關(guān)重要的作用，政策的由松到嚴(yán)、當(dāng)局的態(tài)度轉(zhuǎn)變都需要董事會(huì)成員有敏銳的政治眼光，并且政治背景等級(jí)高的董事成員，可以利用各種資源獲得更多關(guān)于市場(chǎng)的信息。綜合以上可以解釋有高政治背景的董事會(huì)有助于企業(yè)進(jìn)入互聯(lián)網(wǎng)金融行業(yè)。

金融從業(yè)經(jīng)歷的系數(shù)為-0.57且在1%的置信水平上顯著，說明有過金融從業(yè)經(jīng)歷的董事會(huì)成員占比多的企業(yè)不易進(jìn)入互聯(lián)網(wǎng)金融行業(yè)，可能原因?yàn)閭鹘y(tǒng)行業(yè)為了謀求轉(zhuǎn)型或想要借助金融行業(yè)的資源為籌資提供便利，會(huì)有較高的進(jìn)入互聯(lián)網(wǎng)金融行業(yè)的傾向，而有金融從業(yè)經(jīng)歷的董事會(huì)成員對(duì)金融行業(yè)、目前的金融發(fā)展?fàn)顩r、公司是否適合進(jìn)入以及公司在金融行業(yè)是否具有競(jìng)爭(zhēng)力等了解更為清楚，所以當(dāng)傳統(tǒng)企業(yè)不具備進(jìn)入互聯(lián)網(wǎng)金融行業(yè)的市場(chǎng)環(huán)境時(shí)，有金融工作背景的成員占比多的董事會(huì)對(duì)企業(yè)進(jìn)入互聯(lián)網(wǎng)金融行業(yè)有抑制作用。

學(xué)歷未通過顯著性檢驗(yàn)，說明具有不同教育程度的董事會(huì)與進(jìn)入互聯(lián)網(wǎng)金融行業(yè)之間并無顯著關(guān)系。其可能的原因?yàn)檫M(jìn)入企業(yè)與未進(jìn)入企業(yè)的董事會(huì)平均學(xué)歷程度相差不大且大多集中在本科與碩士之間，由這兩種學(xué)歷背景不同造成的董事會(huì)成員對(duì)創(chuàng)新的重視程度差異并不會(huì)太大。

兼任高管指標(biāo)的系數(shù)為正值，體現(xiàn)了組織權(quán)利越大對(duì)進(jìn)入互聯(lián)網(wǎng)金融行業(yè)有促進(jìn)作用。由于企業(yè)內(nèi)部代理層級(jí)的減少使董事會(huì)更加清楚公司運(yùn)營的真實(shí)情況，并據(jù)此作出符合公司長(zhǎng)期利益的投資決策。因此當(dāng)其做出進(jìn)入互聯(lián)網(wǎng)金融行業(yè)的決策時(shí)，說明企業(yè)適合進(jìn)入互聯(lián)網(wǎng)金融行業(yè)，從而決策實(shí)行的可能性會(huì)大幅度提高。

威望性指標(biāo)在1%的水平上顯著且為正相關(guān)作用，系數(shù)為正。此結(jié)果可以解釋為董事會(huì)成員在其他公司任職有助于了解其他進(jìn)入行業(yè)的企業(yè)進(jìn)入市場(chǎng)后的表現(xiàn)，如果其他公司在互聯(lián)網(wǎng)金融市場(chǎng)表現(xiàn)良好，可能產(chǎn)生羊群效應(yīng)。在股權(quán)性指標(biāo)回歸中，其正系數(shù)未通過顯著性檢驗(yàn)，說明持股股東的股權(quán)性權(quán)力與企業(yè)是否進(jìn)入互聯(lián)網(wǎng)金融行業(yè)沒有顯著關(guān)聯(lián)性，可能的原因?yàn)闃颖酒髽I(yè)的董事會(huì)成員持股比例過低，所以企業(yè)決策在很大程度上受到企業(yè)大股東的影響，從而董事會(huì)的決策對(duì)于多元化戰(zhàn)略的影響程度不高。

董事會(huì)規(guī)模在5%水平上顯著，系數(shù)為-0.343336，說明董事會(huì)規(guī)模越大，企業(yè)越不傾向進(jìn)入互聯(lián)網(wǎng)金融行業(yè)。通常來說，董事會(huì)規(guī)模越大說明公司越成熟、主營業(yè)務(wù)發(fā)展越好，所以其對(duì)多元經(jīng)營的需求不高。同時(shí)，董事會(huì)規(guī)模越大，董事會(huì)內(nèi)部成員的差異性越大，受專業(yè)背景以及其他特征影響，董事會(huì)成員思考時(shí)立足角度不同會(huì)帶來意見上的不統(tǒng)一，此時(shí)董事會(huì)決策需綜合多方意見并進(jìn)行協(xié)調(diào)，由于協(xié)調(diào)的成本上升而導(dǎo)致決策不容易做出。

六、穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了進(jìn)一步確認(rèn)模型的穩(wěn)健性，1)建立CATPCA-Probit模型。以CATPCA得到的主成分為自變量，考慮綜合的權(quán)力集中程度(APH)和以威望性代替APH的兩種情況，建立CATPCA-Probit模型，對(duì)于主要解釋變量來說，除了在考慮將威望性獨(dú)立出來的模型中主成分1和3不是在1%和5%的置信水平上顯著而是在5%和10%的水平上顯著外，其他結(jié)論與本文結(jié)論一致。2)建立逐步回歸Logistic模型，逐步回歸法通過剔除掉女性、政治背景、學(xué)歷和董事會(huì)規(guī)模四個(gè)有經(jīng)濟(jì)解釋的影響因素以達(dá)到去除多重共線性的影響，其余結(jié)論與前文一致。故認(rèn)為結(jié)論比較可靠。

表10 CATPCA-Prohibt模型

七、結(jié)論與建議

本文著眼于研究董事會(huì)特征是否對(duì)企業(yè)進(jìn)入互聯(lián)網(wǎng)金融行業(yè)有影響，基于中國互聯(lián)網(wǎng)金融市場(chǎng)現(xiàn)實(shí)情況，以國泰安數(shù)據(jù)庫中100家互聯(lián)網(wǎng)金融和98家非互聯(lián)網(wǎng)金融公司董事會(huì)的數(shù)據(jù)作為研究樣本，為消除多重共線性，采用分類主成分分析法(CATPCA)消除共線性并建立二元Logistic回歸模型。為進(jìn)一步分析董事會(huì)權(quán)力控制程度中具體權(quán)力種類的影響，將股權(quán)性和威望性指數(shù)獨(dú)立出平均權(quán)利集中程度指標(biāo)(APH)，建立改進(jìn)的Logistic模型，得出以下結(jié)論：董事會(huì)成員特征與董事會(huì)權(quán)力特征都會(huì)對(duì)企業(yè)是否選擇進(jìn)入互聯(lián)網(wǎng)金融行業(yè)產(chǎn)生影響。第一，女性董事在評(píng)估是否進(jìn)入互聯(lián)網(wǎng)金融行業(yè)的戰(zhàn)略中可以起到風(fēng)險(xiǎn)控制的作用；第二，威望性權(quán)力、兼任高管以及董事會(huì)規(guī)模等代表董事會(huì)話語權(quán)的指標(biāo)越集中對(duì)企業(yè)進(jìn)入互聯(lián)網(wǎng)金融行業(yè)有顯著推動(dòng)作用；第三，董事成員平均年齡越大、有金融工作背景的成員越多，對(duì)企業(yè)進(jìn)入互聯(lián)網(wǎng)金融行業(yè)的可能性越存在明顯的阻礙作用；第四，學(xué)歷對(duì)公司進(jìn)入互聯(lián)網(wǎng)金融行業(yè)沒有顯著影響，進(jìn)入企業(yè)與未進(jìn)入企業(yè)的學(xué)歷程度相當(dāng)。

基于以上結(jié)論，本文提出建議：第一，企業(yè)應(yīng)優(yōu)化董事會(huì)結(jié)構(gòu)。董事會(huì)應(yīng)該權(quán)衡年長(zhǎng)與年輕的董事會(huì)成員的意見以滿足多元化戰(zhàn)略需要，平均年齡低的董事會(huì)對(duì)企業(yè)進(jìn)入互聯(lián)網(wǎng)金融行業(yè)具有促進(jìn)作用，而年長(zhǎng)的董事會(huì)成員在一定程度上對(duì)戰(zhàn)略的實(shí)施起到把控和調(diào)節(jié)作用，所以總體較年輕的董事會(huì)應(yīng)多吸納經(jīng)驗(yàn)、社交資本豐富的年長(zhǎng)的董事會(huì)成員，從而在實(shí)施多元化戰(zhàn)略時(shí)充分發(fā)揮董事會(huì)的調(diào)節(jié)作用，形成完善合理的董事會(huì)結(jié)構(gòu)。研究中女性由于風(fēng)險(xiǎn)偏好低從而對(duì)于進(jìn)入互聯(lián)網(wǎng)金融行業(yè)有抑制作用，但目前我國互聯(lián)網(wǎng)金融行業(yè)中女性董事的占比較少，所以企業(yè)在構(gòu)建董事會(huì)時(shí)應(yīng)充分考慮吸納女性董事，發(fā)揮女性的風(fēng)險(xiǎn)控制作用，對(duì)多元化戰(zhàn)略進(jìn)行風(fēng)險(xiǎn)調(diào)節(jié)。第二，企業(yè)應(yīng)選擇控制適度的董事會(huì)權(quán)力集中程度。企業(yè)董事會(huì)的戰(zhàn)略決策影響和決定企業(yè)現(xiàn)在和未來的發(fā)展。研究中董事會(huì)權(quán)力集中程度(董事會(huì)成員兼任高管和威望性指標(biāo))對(duì)進(jìn)入互聯(lián)網(wǎng)金融行業(yè)有顯著性作用。本文認(rèn)為企業(yè)應(yīng)該處理好董事會(huì)與管理層的關(guān)系，確保兼任高管的董事會(huì)人數(shù)保持在合理規(guī)模上，從而避免因董事會(huì)權(quán)利過度集中于部分董事會(huì)成員而做出“片面化”的多元化決策。第三，我國上市公司在未來進(jìn)入互聯(lián)網(wǎng)金融行業(yè)的過程中，不能盲目地發(fā)展業(yè)務(wù)、擴(kuò)大規(guī)模。企業(yè)首先應(yīng)重視主業(yè)發(fā)展，培養(yǎng)企業(yè)的核心能力，為企業(yè)持續(xù)的生存與發(fā)展夯實(shí)基礎(chǔ)。企業(yè)若無夯實(shí)的核心競(jìng)爭(zhēng)力作為其發(fā)展的基石，則很難在所進(jìn)入的新領(lǐng)域內(nèi)獲取到競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)，甚至還會(huì)影響到企業(yè)原有的經(jīng)營領(lǐng)域，降低企業(yè)的績(jī)效最終阻礙其持續(xù)發(fā)展。所以我國互聯(lián)網(wǎng)金融上市公司應(yīng)該更為關(guān)注主營業(yè)務(wù)的發(fā)展，加強(qiáng)企業(yè)核心能力的培育，在此基礎(chǔ)之上謹(jǐn)慎實(shí)施多元化經(jīng)營策略。

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