中外合資上市公司高管團(tuán)隊(duì)特征對企業(yè)價(jià)值的影響

陳柳源 潘思諭

(1 南寧師范大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，南寧 530299;2 廣西大學(xué)商學(xué)院，南寧 530004)

1 研究背景

為應(yīng)對新冠肺炎疫情和逆全球化傾向，中國正在打造國內(nèi)國際“雙循環(huán)”新發(fā)展格局，并于2020年11月15日簽署了《區(qū)域全面經(jīng)濟(jì)伙伴關(guān)系協(xié)定》(RCEP)。從長遠(yuǎn)看，經(jīng)濟(jì)全球化和國際經(jīng)濟(jì)全面合作仍然是世界經(jīng)濟(jì)的主流和熱點(diǎn)，中國的發(fā)展離不開世界，改革開放40多年取得的巨大成績是最有力證明。作為股權(quán)式國際戰(zhàn)略聯(lián)盟的中外合資企業(yè)，是此種背景下企業(yè)間跨國合作的一種重要形式，也是國家之間開展經(jīng)濟(jì)合作的具體形式之一。改革開放以來，中外合資企業(yè)的建立如雨后春筍，特別是實(shí)施“一帶一路”倡議后呈持續(xù)增加之勢。但調(diào)查研究發(fā)現(xiàn)，中外合資企業(yè)普遍存在低績效和高失敗率的問題，由此成為企業(yè)界和學(xué)術(shù)界共同關(guān)注的焦點(diǎn)，其中一個(gè)重要原因就是中外合資企業(yè)高管團(tuán)隊(duì)(Top Management Team，簡稱TMT)的影響。因?yàn)門MT主要承擔(dān)企業(yè)的戰(zhàn)略決策，決定企業(yè)的經(jīng)營與發(fā)展，進(jìn)而影響企業(yè)績效。本研究正是基于組織戰(zhàn)略性人力資源管理的視角，根據(jù)Hambrick提出的“高階梯隊(duì)理論”(Upper Echelon Theory)，TMT特征通過企業(yè)戰(zhàn)略決策對其經(jīng)營績效產(chǎn)生影響[1]。探討中外合資上市公司TMT特征，即團(tuán)隊(duì)規(guī)模、性別比例及年齡、任期、受教育程度等的平均水平和異質(zhì)性等，對企業(yè)經(jīng)營效果(用企業(yè)價(jià)值來反映)的影響。

2 理論分析與研究假設(shè)

“高階梯隊(duì)理論”是研究企業(yè)TMT的主要理論依據(jù)。學(xué)者由此開展了大量的實(shí)證研究，但結(jié)論卻并不一致。朱晉偉等認(rèn)為企業(yè)國際化程度調(diào)節(jié)TMT成員特征與企業(yè)績效之間的關(guān)系[2]。薛媛發(fā)現(xiàn)民營企業(yè)TMT特征對其企業(yè)創(chuàng)新能力的正向作用，比國有企業(yè)的更顯著[3]。而中外合資上市公司的建立需要多方協(xié)同、跨文化溝通、包容差異、鼓勵多元化等，但其TMT特征與企業(yè)價(jià)值實(shí)證研究相對不足。本文以滬深A(yù)股2010—2018年中外合資上市公司的面板數(shù)據(jù)為樣本，探討TMT特征對企業(yè)價(jià)值的影響，以期為中外合資企業(yè)組建高績效TMT、優(yōu)化TMT特征結(jié)構(gòu)，提供理論依據(jù)和決策參考。

2.1 高管團(tuán)隊(duì)規(guī)模與企業(yè)價(jià)值

TMT規(guī)模是指組成高管團(tuán)隊(duì)人員的數(shù)量。Yoon等發(fā)現(xiàn)TMT規(guī)模與組織創(chuàng)造力呈現(xiàn)顯著的負(fù)向關(guān)系[4]。但鐘鳳英等發(fā)現(xiàn)，TMT規(guī)模越大，越能促進(jìn)企業(yè)研發(fā)投入與企業(yè)績效的正向關(guān)系[5]。中外合資企業(yè)面臨外部市場的激烈競爭，也面臨TMT內(nèi)部的跨文化溝通與協(xié)同問題，但是在合資企業(yè)內(nèi)部，企業(yè)文化通常更開放、更多元，對多樣性也更包容，更大規(guī)模的高管團(tuán)隊(duì)對企業(yè)價(jià)值的提升將有助益。因此，本文提出假設(shè)H1：中外合資上市公司TMT規(guī)模對企業(yè)價(jià)值具有正向影響。

2.2 女性高管占比與企業(yè)價(jià)值

女性高管占比是TMT柔性的外在特征。Baixauli-Soler等研究發(fā)現(xiàn)，擁有女性領(lǐng)導(dǎo)者的TMT與均為男性的TMT相比，更多展現(xiàn)出保守的戰(zhàn)略行為[6]。符樹衡等發(fā)現(xiàn)，提高TMT女性比例，將削弱非相關(guān)多元化戰(zhàn)略對公司績效的正向影響[7]。一般認(rèn)為，女性占比更高的TMT在風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)、業(yè)務(wù)拓展、非相關(guān)多元化戰(zhàn)略方面的表現(xiàn)可能相對遜色，但是在增進(jìn)企業(yè)長期價(jià)值、穩(wěn)定發(fā)展方面則表現(xiàn)更優(yōu)。中外合資上市公司TMT的女性占比，可看作TMT柔性程度的度量指標(biāo)，有利于促進(jìn)團(tuán)隊(duì)協(xié)作與遠(yuǎn)期價(jià)值。因此，本文提出假設(shè)H2：中外合資上市公司女性高管占比對企業(yè)價(jià)值具有正向影響。

2.3 年齡特征與企業(yè)價(jià)值

TMT年齡特征是團(tuán)隊(duì)活力的重要表征。若經(jīng)營環(huán)境變化較大則需要高活力的TMT；反之，則低活力的TMT表現(xiàn)更佳。王小寧等發(fā)現(xiàn)，在制造業(yè)企業(yè)中，TMT的平均年齡與企業(yè)創(chuàng)新能力負(fù)相關(guān)[8]。韓慶瀟等發(fā)現(xiàn)，戰(zhàn)略性新興上市公司TMT的年齡異質(zhì)性正向影響企業(yè)創(chuàng)新效率[9]。TMT的年齡特征包括平均年齡和年齡異質(zhì)性兩個(gè)方面。平均年齡較大，團(tuán)隊(duì)整體上會表現(xiàn)出比較沉穩(wěn)、內(nèi)斂、謹(jǐn)慎的特征；而平均年齡較小，則團(tuán)隊(duì)整體上會表現(xiàn)出創(chuàng)新、冒險(xiǎn)、進(jìn)取的團(tuán)隊(duì)性格。年齡異質(zhì)性反映的是團(tuán)隊(duì)成員之間年齡的差異程度，這與溝通效率具有密切的關(guān)系。一般認(rèn)為，年齡差異小的團(tuán)隊(duì)成員之間的溝通更為順暢，因年齡差異大而產(chǎn)生的代溝不利于團(tuán)隊(duì)溝通。但是，對中外合資上市公司，其開放的文化氛圍，決定了對異質(zhì)性的包容。因此，本文提出假設(shè)H3a：中外合資上市公司TMT的平均年齡對企業(yè)價(jià)值具有負(fù)向影響；H3b：中外合資上市公司TMT的年齡異質(zhì)性對企業(yè)價(jià)值具有正向影響。

2.4 任期特征與企業(yè)價(jià)值

TMT任期特征是成員進(jìn)入TMT的時(shí)間度量，是反映團(tuán)隊(duì)協(xié)同的直接指標(biāo)。Nielsen等研究發(fā)現(xiàn)，在跨文化TMT中，團(tuán)隊(duì)成員的平均任期越長，企業(yè)績效越好[10]。盧馨等認(rèn)為，TMT的平均任期與投資效率顯著正相關(guān)[11]。平均任期越長的TMT對彼此的性格、秉性越熟悉，對企業(yè)整體的運(yùn)營情況越了解，這對降低溝通成本、提升溝通效率具有積極作用。同時(shí)TMT平均任期越長，表明企業(yè)處于比較平穩(wěn)的經(jīng)營期。但是，就高管個(gè)人而言，存在一個(gè)“既有任期”和“預(yù)期任期”的問題。鐘熙等研究發(fā)現(xiàn)，通常既有任期越長，戰(zhàn)略變革動力越小，而預(yù)期任期正好相反[12]。這表明TMT成員的任期異質(zhì)性越大，團(tuán)隊(duì)成員之間預(yù)期任期與既有任期的沖突就越明顯，直接導(dǎo)致戰(zhàn)略一致性阻力重重。因此，本文提出假設(shè)H4a：中外合資上市公司TMT平均任期對企業(yè)價(jià)值具有正向影響；H4b：中外合資上市公司TMT任期異質(zhì)性對企業(yè)價(jià)值具有負(fù)向影響。

2.5 受教育程度與企業(yè)價(jià)值

TMT受教育程度特征是團(tuán)隊(duì)智識的顯性標(biāo)準(zhǔn)。彭中文等研究表明，TMT受教育程度越高，對高科技企業(yè)成長的促進(jìn)效應(yīng)越顯著[13]。孫凱等也發(fā)現(xiàn)，TMT平均受教育水平與創(chuàng)業(yè)企業(yè)績效顯著正相關(guān)[14]。TMT的受教育程度特征包括平均水平和異質(zhì)性兩種。平均受教育程度高的TMT，具備更系統(tǒng)的心智思考模式和理性分析能力，對復(fù)雜信息的處理能力更強(qiáng)。而受教育程度異質(zhì)性，則在很大程度上反映思維方式的差異。但是，在合資企業(yè)強(qiáng)調(diào)協(xié)同共贏、跨文化融合的企業(yè)氛圍中，差異更可能帶來思想的碰撞、創(chuàng)新的激發(fā)與組織活力的滋養(yǎng)，從而促進(jìn)企業(yè)的健康發(fā)展。因此，本文提出假設(shè)H5a：中外合資上市公司TMT的平均受教育程度對企業(yè)價(jià)值具有正向影響；H5b：中外合資上市公司TMT的受教育程度異質(zhì)性對企業(yè)價(jià)值具有正向影響。

3 研究設(shè)計(jì)

3.1 數(shù)據(jù)來源及樣本選擇

本研究采用的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)均來自國泰安數(shù)據(jù)庫(CSMAR)。數(shù)據(jù)樣本選擇步驟如下：

第一，將2010—2017年“股本結(jié)構(gòu)”數(shù)據(jù)子庫中“境外發(fā)起人法人股股數(shù)”與“總股數(shù)”之比大于25%(根據(jù)商務(wù)部《關(guān)于外商投資股份公司有關(guān)問題的通知》確定)的公司作為初步研究樣本。

第二，從“治理結(jié)構(gòu)”數(shù)據(jù)子庫中篩選出2010—2017年相應(yīng)高管個(gè)人資料信息。同時(shí)依據(jù)任職情況確定高管團(tuán)隊(duì)成員，標(biāo)準(zhǔn)是：職務(wù)為正副職董事長、正副職總裁、正副職總經(jīng)理、財(cái)務(wù)總監(jiān)、人力資源總監(jiān)、研發(fā)總監(jiān)等企業(yè)核心人員，若兼職，則按最高職務(wù)計(jì)算。

第三，分別從“財(cái)務(wù)指標(biāo)分析”中的“相對價(jià)值指標(biāo)”與“資產(chǎn)負(fù)債表”數(shù)據(jù)子庫中篩選企業(yè)托賓Q值和企業(yè)總資產(chǎn)。由于TMT協(xié)作效能發(fā)揮的滯后性，研究采用滯后一年的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，即選取2011—2018年企業(yè)托賓Q值和企業(yè)總資產(chǎn)數(shù)據(jù)。

第四，為保證研究樣本的代表性和穩(wěn)健性，剔除ST和*ST公司，剔除金融類公司，剔除研究時(shí)期內(nèi)1/3以上TMT成員當(dāng)年任期小于12個(gè)月的公司，剔除高管個(gè)人信息缺失達(dá)到團(tuán)隊(duì)總?cè)藬?shù)2/3的公司。對于信息缺失小于1/3的公司，其TMT個(gè)人信息采用均值法進(jìn)行補(bǔ)齊。截取數(shù)據(jù)的時(shí)間點(diǎn)均為各年12月31日。經(jīng)過全面系統(tǒng)的篩選，最終獲得2010—2018年421個(gè)中外合資上市公司TMT及企業(yè)價(jià)值的面板數(shù)據(jù)。數(shù)據(jù)分析采用STATA14.0統(tǒng)計(jì)軟件進(jìn)行處理。

3.2 變量定義與測量

企業(yè)價(jià)值。為反映企業(yè)價(jià)值，參照吳夢云等的研究[15]，選擇托賓Q值作為測量指標(biāo)。計(jì)算方法是企業(yè)期末總資產(chǎn)的市場價(jià)值/(資產(chǎn)總計(jì)-無形資產(chǎn)凈額-商譽(yù)凈額)。該比值反映投資者對企業(yè)未來盈利能力的預(yù)期。比值越大，未來預(yù)期越好。

高管團(tuán)隊(duì)特征。TMT特征是指高管團(tuán)隊(duì)成員人口特征(包括團(tuán)隊(duì)規(guī)模、性別、年齡、任期、受教育程度)的平均指標(biāo)與異質(zhì)性。團(tuán)隊(duì)規(guī)模為TMT總?cè)藬?shù)；性別為女性高管人數(shù)占高管總數(shù)的比例；年齡的單位采用年；任期的單位采用月份；受教育程度劃分為五級，從高到低分別是：5(博士研究生)、4(碩士研究生)、3(本科)、2(大專)、1(中專及中專以下)。由于年齡、任期與受教育程度同屬于連續(xù)型變量，其平均指標(biāo)采用算術(shù)平均數(shù)，異質(zhì)性采用變異系數(shù)(標(biāo)準(zhǔn)差/均值)。

控制變量。企業(yè)規(guī)模通常對企業(yè)價(jià)值產(chǎn)生直接影響。不同規(guī)模的企業(yè)，在資源調(diào)集能力、長期戰(zhàn)略部署能力及盈利能力等方面存在明顯差異。參考蔡俊亞等的研究[16]，本文選取企業(yè)規(guī)模為控制變量，采用與TMT數(shù)據(jù)滯后一期的企業(yè)總資產(chǎn)予以衡量。同時(shí)為規(guī)避原數(shù)據(jù)偏態(tài)分布可能產(chǎn)生的誤差，故將企業(yè)總資產(chǎn)取對數(shù)后進(jìn)入回歸模型，其他影響企業(yè)價(jià)值的因素歸入模型的隨機(jī)擾動項(xiàng)中。

4 實(shí)證結(jié)果分析

4.1 描述性統(tǒng)計(jì)分析

通過對數(shù)據(jù)進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì)分析，可知研究數(shù)據(jù)是靜態(tài)非平衡短面板數(shù)據(jù)(N=173，T=8，其中N為企業(yè)個(gè)體數(shù)，T為時(shí)間跨度，單位是年)。面板數(shù)據(jù)所涉及變量的統(tǒng)計(jì)特征見表1。

表1 變量的描述性統(tǒng)計(jì)

根據(jù)表1的結(jié)果可知：

根據(jù)樣本容量，可知“企業(yè)規(guī)?！迸c“托賓Q值”存在部分?jǐn)?shù)據(jù)缺失，已作缺失值處理，前者標(biāo)準(zhǔn)差為1.023，后者標(biāo)準(zhǔn)差為2.006，樣本企業(yè)間差異不大。TMT特征顯示：TMT規(guī)模均值約7人，女性高管平均占比0.145，高管年齡均值47.45歲，高管任期均值54.89個(gè)月，但標(biāo)準(zhǔn)差較大，為27.84個(gè)月，高管平均受教育程度在本科和碩士之間。從TMT特征的差異程度看，年齡異質(zhì)性程度最小，變異系數(shù)均值為0.157；受教育程度異質(zhì)性最大，變異系數(shù)均值為0.223；任期異質(zhì)性居中，變異系數(shù)均值為0.209。對于這些特征的異質(zhì)性程度最小值均為0的可能解釋是：在對數(shù)據(jù)進(jìn)行缺失處理時(shí)，采用了均值補(bǔ)齊的方式，使得部分企業(yè)的TMT特征不存在差異。

綜合上述TMT特征的均值水平和異質(zhì)性程度，可知中外合資上市公司TMT規(guī)模較為合理，女性在高管中的比例偏小，從平均年齡看，高管正處于干事創(chuàng)業(yè)的關(guān)鍵事業(yè)期，經(jīng)驗(yàn)豐富，精力充沛，高管人員任職情況總體比較穩(wěn)定。但團(tuán)隊(duì)任職時(shí)間差異較大，表現(xiàn)為有些TMT成員非常穩(wěn)定，而有些TMT成員則更替頻繁。高管人員基本接受過良好的教育，但團(tuán)隊(duì)之間的受教育程度存在較大差異。為明確變量間的相互關(guān)系，還需對變量進(jìn)行面板數(shù)據(jù)回歸分析。

4.2 面板數(shù)據(jù)回歸分析過程與實(shí)證研究結(jié)果

面板數(shù)據(jù)回歸分析的核心問題是數(shù)據(jù)模型的選擇，為此進(jìn)行如下篩選工作：

第一，在混合回歸模型與固定效應(yīng)回歸模型之間進(jìn)行選擇。為確保應(yīng)用“聚類穩(wěn)健的標(biāo)準(zhǔn)誤”進(jìn)行檢驗(yàn)，故采用“最小二乘虛擬變量法”(LSDV)來檢驗(yàn)個(gè)體效應(yīng)的顯著水平。統(tǒng)計(jì)結(jié)果顯示：有8個(gè)個(gè)體虛擬變量在5%水平上顯著，有21個(gè)個(gè)體虛擬變量在10%水平上顯著。因此拒絕“所有個(gè)體虛擬變量都為零”的原假設(shè)，接受固定效應(yīng)模型。

第二，在混合回歸和隨機(jī)效應(yīng)模型間進(jìn)行選擇，采用檢驗(yàn)個(gè)體隨機(jī)效應(yīng)的LM檢驗(yàn)。統(tǒng)計(jì)結(jié)果顯示：卡方值為104.91，p值等于0.000。因此拒絕“不存在個(gè)體隨機(jī)效應(yīng)”的原假設(shè)，接受隨機(jī)效應(yīng)模型。

第三，在固定效應(yīng)模型與隨機(jī)效應(yīng)模型之間選擇最終的回歸模型?？紤]到可能存在的異方差問題，故采用穩(wěn)健的Hausman檢驗(yàn)作為判定依據(jù)。統(tǒng)計(jì)結(jié)果顯示：卡方值等于12.433，p值等于0.19。因此拒絕固定效應(yīng)模型，最終選擇隨機(jī)效應(yīng)模型作為面板數(shù)據(jù)的回歸模型。為了對比三類回歸模型的統(tǒng)計(jì)結(jié)果，一并將回歸統(tǒng)計(jì)結(jié)果進(jìn)行整理(見表2)。假設(shè)檢驗(yàn)將基于隨機(jī)效應(yīng)模型的回歸系數(shù)進(jìn)行分析。

表2 高管團(tuán)隊(duì)特征與企業(yè)價(jià)值(托賓Q值)回歸結(jié)果

從表2中隨機(jī)效應(yīng)模型回歸系數(shù)及顯著性可知，作為控制變量的企業(yè)規(guī)模顯著負(fù)向影響企業(yè)價(jià)值。這可能是由于隨著企業(yè)規(guī)模擴(kuò)張，導(dǎo)致增加了企業(yè)整體協(xié)同的難度。TMT特征對企業(yè)價(jià)值的影響：TMT規(guī)模對企業(yè)價(jià)值具有正向影響作用，但不顯著，假設(shè)H1沒獲得支持。女性高管占比回歸系數(shù)為2.639，且在1%的水平上顯著，這表明女性占比高的TMT，企業(yè)價(jià)值更高，這與假設(shè)H2一致，假設(shè)H2得到實(shí)證數(shù)據(jù)支持。這也許是因?yàn)榕栽诃h(huán)境相對穩(wěn)定的經(jīng)營環(huán)境中，更容易取得高績效，促進(jìn)企業(yè)的發(fā)展[17]。TMT年齡特征對企業(yè)價(jià)值的影響均達(dá)到顯著水平，其中TMT平均年齡顯著正向影響企業(yè)價(jià)值，回歸系數(shù)0.074，在1%的水平上顯著；TMT的年齡異質(zhì)性顯著負(fù)向影響企業(yè)價(jià)值，回歸系數(shù)-3.937，在5%的水平上顯著。這表明：在中外合資上市公司中，具有更高平均年齡，更小年齡差異的TMT更有利于促進(jìn)企業(yè)長期價(jià)值的提升，這與假設(shè)H3a、H3b正相反。對于TMT任期，僅平均任期達(dá)到了顯著性水平，回歸系數(shù)0.007，在5%的水平上顯著?？梢奣MT的平均任期正向影響企業(yè)價(jià)值，H4a得到實(shí)證數(shù)據(jù)支持。任期異質(zhì)性與企業(yè)價(jià)值關(guān)系不顯著，H4b沒有得到實(shí)證數(shù)據(jù)支持。TMT受教育程度特征正向影響企業(yè)價(jià)值且達(dá)到顯著水平，平均受教育程度回歸系數(shù)0.874，在1%的水平上顯著，受教育程度異質(zhì)性回歸系數(shù)1.744，在10%的水平上顯著，假設(shè)H5a、H5b均得到實(shí)證研究支持。

5 結(jié)論與建議

本文研究發(fā)現(xiàn)，中外合資上市公司TMT特征影響企業(yè)價(jià)值。其中：TMT的女性占比、平均年齡、平均任期、平均受教育程度及異質(zhì)性均顯著正向影響企業(yè)價(jià)值；TMT規(guī)模、任期異質(zhì)性對企業(yè)價(jià)值影響不顯著；TMT年齡異質(zhì)性對企業(yè)價(jià)值具有顯著的負(fù)向影響?？梢?，優(yōu)化中外合資上市公司TMT特征結(jié)構(gòu)，可以有效提升其企業(yè)價(jià)值。具體表現(xiàn)為：

一是適當(dāng)提高高管團(tuán)隊(duì)女性成員占比。彼得森國際經(jīng)濟(jì)研究所的研究顯示：董事會中有女性擔(dān)任董事，則該公司的業(yè)績大約會增加6%。二是綜合考慮高管團(tuán)隊(duì)成員平均年齡及異質(zhì)性。平均年齡在45～50歲為宜，同時(shí)，鑒于團(tuán)隊(duì)成員間較大的年齡差異對企業(yè)價(jià)值的負(fù)向影響，因此，不宜選擇與現(xiàn)有團(tuán)隊(duì)成員年齡差距過大的候選人進(jìn)入TMT。三是提倡穩(wěn)定為先的高管團(tuán)隊(duì)成員任期結(jié)構(gòu)。企業(yè)需要站在全局發(fā)展戰(zhàn)略的高度，為TMT成員熟悉業(yè)務(wù)、相互磨合提供寬裕的適應(yīng)時(shí)間及試錯空間，謹(jǐn)慎對待TMT成員的更替。四是提升高管團(tuán)隊(duì)成員的平均受教育水平并保證差異性?？煽紤]將碩士研究生學(xué)歷作為TMT人員初選標(biāo)準(zhǔn)，對擁有卓越才能且企業(yè)亟需的人才，則可不囿于學(xué)歷的要求，這對企業(yè)價(jià)值的提升具有顯著的促進(jìn)作用。

6 研究局限與展望

本研究是對前一項(xiàng)研究的深化[18]。但是，對于TMT特征與企業(yè)價(jià)值關(guān)系的作用機(jī)制研究，如中外合資企業(yè)TMT的合作過程如何影響企業(yè)績效未能給予很好解答，亟待進(jìn)一步探索。為此，方法上需考慮質(zhì)性研究策略，如榮鵬飛等采用扎根理論，對跨國公司TMT自反演化過程進(jìn)行深入研究[19]，為探索TMT的協(xié)作過程打下了良好基礎(chǔ)。這對構(gòu)建基于中國情境的企業(yè)TMT理論將大有裨益。