海外背景董事对企业出口行为的影响：增量还是提质？

綦建红 杨文慧

(山东大学，山东 济南 250100)

一、引 言

出口产品质量的提升，是中国应对国际竞争、打造贸易强国的重中之重。虽然近些年中国在出口导向型发展战略的指引下，依托自然资源和人口红利创造了“出口扩张奇迹”，但出口到国际市场的产品常被冠以“低价低质”的标签，多数出口企业仍位于全球价值链的中低端环节。当下，中国经济正处于从高速增长阶段迈入高质量发展阶段的关键期，出口企业如何实现从数量扩张型向质量效益型的转变，由依赖低成本的人力劳动向引进高层次人力资本的转型，是需要学界和业界亟待探讨并解决的问题。

在已有文献中，学者们分别考察了贸易自由化、生产率和融资约束等对企业出口质量的影响(Curzi et al.,2012;Fan et al.,2015;张杰,2015)，但是尚无文献从公司治理的角度对此问题加以研究。事实上，董事会作为公司治理机制的核心，对企业出口战略的制定发挥着举足轻重的作用。特别是根据高阶梯队理论，董事的个人异质性特征(包括背景特征、认知能力、文化价值观念等)在很大程度上决定了董事会职能的有效发挥和企业决策的制定(Volonté et al.,2016)。

值得一提的是，近些年越来越多的上市公司董事会青睐具有海外背景的董事。根据本文的样本统计，2012—2016年1036家制造业上市公司中，曾经或者正在具备海外背景董事的上市公司达到720家，占据全部样本的比重高达69.5%。究其原因，海外背景通常意味着个体具备全球性战略视野、高精化专业技能、敏锐的风险嗅觉和丰富的国际社会网络资源，能够成为该类董事的个人具有独特的人力资本和社会资本优势。令人遗憾的是，鲜有文献从实证层面考察海外背景董事对出口的经济效用，即上市公司海外背景董事的出现及其比例增加如何影响企业出口决策，特别是如何在增加数量还是提高质量之间做出权衡，这是一个尚未解的谜团。

为了解开上述谜团，本文选取制造业上市公司数据，采用Heckman两阶段法考察海外背景董事对企业出口强度和出口质量的影响。在此基础上，进一步依据资源依赖理论与高阶梯队理论，探究异质性海外背景特征对出口强度和出口质量的影响。

二、文献综述

随着异质性贸易理论的兴起，国内外学者对出口活动的考察逐渐从宏观层面扩展到微观层面，不但关注了生产率、规模等企业能力因素(Bonaccorsi,1992;钱学锋 等,2011)和人力资本、研发等生产投入因素(刘志彪 等,2009)，而且也开始关注董事、CEO等高管层面对出口的影响(Calabrò et al.,2009;Gaur et al.,2015)。而后者的研究主要是依托资源依赖理论和高阶梯队理论等经典理论来展开。

根据资源依赖理论，企业对外出口过程中，会面临各类降低业绩的外部障碍(Leonidou et al.,2011)。一方面，由于国际市场具有较高的不确定性和复杂性，出口活动可能受制于航运、外汇、国际政治等风险，出口战略存在较大的失败概率(Nelson,2000)；另一方面，企业在实地拓展出口业务时，可能面临难以识别的政治风险、国际市场无法灵活进退、东道国营销策略“水土不服”和市场开拓举步维艰等问题。为了克服出口障碍，Pearce et al.(1992)和Hillman et al.(2000)率先将公司治理与企业出口联系起来研究，研究认为，海外扩张的障碍与压力会迫使企业优化决策中枢董事会结构，凭借外部董事提供的资源瞄准国际市场，以支持企业的出口活动；与此同时，外部董事能够利用多元知识、技能和经验等无形资源识别风险，降低出口不确定性(Rivas，2012)。在此基础上，Lu et al.(2009)采用中国样本、Calabrò et al.(2013)采用挪威样本、Herrera-Echeverri et al.(2016)采用哥伦比亚样本，均证实了外部董事比例对企业出口强度具有正向促进作用，其中在哥伦比亚，拥有外部董事的企业出口强度是没有外部董事企业的2.9倍，凸显了外部董事凭借其经验和专业知识在缓解出口企业竞争压力、应对文化差异方面的重要作用。

高阶梯队理论进一步指出，董事受教育程度、从政经历、海外工作经验等个人异质性，亦会影响企业的出口决策效率，进而影响出口绩效。在受教育程度方面，Herrmann et al.(2005)和Barroso et al.(2011)分别基于美国和西班牙企业数据发现，董事的受教育程度与企业出口倾向存在正相关关系；在从政经历方面，Nam et al.(2018)以韩国上市公司为样本发现，具有从政经历或政治关联的董事能够提高企业出口倾向，但是对出口强度并无显著影响；而在海外工作经验方面，Filatotchev et al.(2009)和Oxelheim et al.(2013)采用中国和北欧企业样本，以强调具有跨国公司工作经验的董事与出口的关系，结果发现这些董事带来了国际生产技术、管理技能和营销方法，与全球供应商、零售商和金融服务商建立起广泛的社会资本，从而显著提高了企业的出口倾向和出口绩效。与上述研究不同，许家云(2018)瞄准更为广泛的海归背景进行研究，研究发现，海归背景不仅对企业出口产生了积极影响，而且正向的“出口拉动”效应在样本期内具有持续性和递增性。

综上，已有研究成果虽然初步揭示了上市公司拥有外部董事及董事的个人异质性对出口倾向和出口强度的影响，但是仍然存在有待进一步拓展和提升的空间，而这些缺憾也成为本文试图有所探讨的创新点所在。

其一，在已有研究成果中，尚无文献将董事异质性(特别是海外背景董事)与企业出口质量决策联系起来。对此，本文首次基于国泰安数据库与中国海关数据库的匹配样本，并通过手工搜集匹配样本的海外董事信息，从微观层面考察了海外背景董事对企业出口产品质量的影响。

其二，在企业存在资源约束的条件下，即使企业具有很强的出口倾向，也不得不在出口强度和出口质量之间做出权衡。在这种情形下，海外背景董事倾向于选择数量优先还是质量优先在已有文献中尚无法找到答案。为此，本文不但比较了海外背景董事对出口强度和出口质量的线性影响，而且还考虑了潜在的非线性关系，印证了海外背景董事在增量和提质之间所做出的短期权衡与长期趋同。

其三，考虑到出口决策对董事的国际化知识、海外背景和社会资本网络要求更高，因此已有文献对董事海外背景的异质性方面探讨显然较为薄弱。本文在专门强调海外背景董事对出口强度和出口质量影响的基础上，还进一步考察了海外董事的异质性特征，如区分海外工作与海外学习经历、高文化差异与低文化差异国家经历等。

三、典型化事实

(一)数据来源

本文选取的样本是中国沪深两市A股制造业上市公司，样本期为2012—2016年。其中，财务数据和董事简历信息主要来源于国泰安数据库(CSMAR)，并通过翻阅年报、查阅新浪财经、百度百科等网站手工搜集补充董事海外经历信息；企业出口数据来源于中国海关数据库，获得包含出口商品编码、出口国家、出口数量、出口金额在内的信息。

首先，通过国泰安数据库获取中国沪深两市A股制造业上市公司名单，得到1172家目标企业。其次，通过核对样本期内企业名称、企业曾用名、证券代码、企业编码，将目标企业的财务、董事信息与海关数据库提供的出口信息进行匹配，能够匹配到出口数据的视为出口企业，否则视为非出口企业，出口企业和非出口企业均同时保留在样本中。最后，本文在合并样本的基础上进行如下筛选和处理：(1)剔除样本期间有风险警示(ST/*ST)的上市公司；(2)剔除董事会人数存在缺漏值或不合理值(大于19人)的企业样本；(3)剔除雇员人数小于10的企业样本；(4)剔除财务方面资产总额、固定资产净额、销售额、主营业务收入中任意一项存在缺漏值、零值或负值的情况，以及总资产小于固定资产的、资产负债率大于1(即资不抵债)、累计折旧为负值的企业样本；(5)剔除出口值严重缺失、出口值占销售额比重介于0和1之外的出口企业样本。最终获得包含出口与非出口企业在内的1036家制造业上市公司，共计73694个企业-年份-进口国维度的观测值。

(二)被解释变量

本文的被解释变量有二：一是企业出口强度，采用企业出口金额的对数值度量(许家云，2018)。二是出口产品质量。考虑到产品质量表达的是产品“优劣”的信息(李坤望 等，2014)，且本身具有不可观测性，本文参照Khandelwal et al.(2013)办法，选择近年来被广泛采用的KSW方法，测算企业出口产品质量，其基本逻辑如下：从需求层面引入消费者对质量的偏好，根据效用最大化原则推导得到包含质量的需求函数，最终通过消费数量、价格等相关信息来测算估计产品质量。为此，一方面，参照宋超等(2017)的做法，将海关数据库中每种产品的HS8编码转换为HS2007版本的HS6编码，并将同一企业出口到同一国家的同一HS六位码下的产品定义为相同产品，从而对相同产品的出口数量、出口金额进行加总，再对产品出口价格求均值；另一方面，参照施炳展(2014)的做法，定义每一种产品的消费数量，并利用回归方程式得出包含产品质量信息的残差项，从而得出企业-年份-进口国层面的产品质量指标。

(三)核心解释变量

本文的核心解释变量为具有海外背景的董事在董事会总人数中的占比(Oversea)。海外背景董事是指曾经在中国大陆境外的国家(地区)工作或者学习的董事(Giannetti et al.，2015；宋建波 等，2016)。在此基础上，本文将董事的海外背景细分为海外学习和海外工作，如果董事曾在中国大陆以外的国家(地区)获得本科、硕士、博士学位或者担任访问学者、接受培训等，则定义为具有海外学习经历；如果董事曾经在境外国家(地区)工作，则定义为具有海外工作经历。

如图1所示，从存量来看，在2012—2016年1036家制造业上市公司中，曾经或者正在拥有海外背景董事的上市公司达到720家，占全部样本的69.5%；从流量来看，2012年拥有海外背景董事的上市公司仅有408家，占比为50.2%，而2016年攀升至597家，占比也相应提高至58.6%，这表明上市公司愈加重视在董事会中增加海外背景的董事。

图1 2012—2016年具有海外背景董事的上市公司数量与占比

在此基础上，本文绘制了海外背景董事比例(Oversea)的核密度函数图。如图2(a)所示，这一变量主要集中于0～0.2之间，部分位于0.2～0.4之间，大于0.4的较少，这表明，虽然上市公司越来越重视海外背景的董事，但是海外背景董事所占的比例仍然维持在一个较低的水平。具体将董事的海外背景特征区分为海外工作和海外学习经历后可以发现，Oversea的分布状况与全样本相似，但是后者高于前者，这显示出上市公司对海外学习经历的董事更为青睐。根据企业所有权性质，将样本企业划分为国有企业(占比31.5%)、民营企业(58.9%)和外资企业(3.5%)，从而进一步绘制三类企业的海外背景董事比例核密度函数图，具体见图2(b)。由图2(b)可以发现，三类企业海外背景董事分别集中分布在0～0.2、0～0.4、0～0.6之间，说明外资企业对海外背景董事的偏好程度明显高于民营企业和国有企业。

(a)全样本

(四)海外背景董事与出口关系初探

首先，本文将样本企业划分为“有海外背景董事的企业”和“无海外背景董事的企业”两组，然后对两个组别中企业的出口强度和出口质量分别进行均值t检验，结果见表1。由表1可以初步发现，有海外背景董事的企业出口强度均值显著高于无海外背景董事的企业，但出口质量均值并不遵循这一规律。

表1 均值检验结果

其次，采用Lowess方法分别绘制海外背景董事比例(Oversea)与企业出口强度、企业出口质量的关系图，具体见图3。从图3(a)可以看出，出口强度与海外背景董事比例呈线性正相关关系，表明在扩大出口规模方面，海外背景董事由于熟悉国际市场运作模式，能够提供专业技能和适当的分销经验，可以帮助企业提高市场占有率和增加出口数量；图3(b)则显示，出口质量与Oversea呈现出先下降、后上升的正U形关系，可能的原因在于：“质”的变化非一朝一夕，需要更多内驱力推动变革，只有具有海外背景的董事达到一定比例后，才能实现决策团队的群体认同、高效沟通，进而使得具有国际化经验的战略决策得到推广和实施，从而提高出口质量。

最后，考察不同所有权性质企业的海外背景董事与企业出口的关系，具体情况亦见图3。在出口强度方面，不论是国有企业、民营企业还是外资企业，均呈现出线性正相关关系，与全样本情况基本保持一致，且这一关系在国有企业和外资企业中尤为突出；在出口质量方面，国有企业和民营企业的Oversea与其呈正U形曲线关系。其中，在民营企业样本中，曲线转折点对应的海外董事比例明显低于国有企业，说明海外背景董事在提高民营企业产品质量方面更为有效；而外资企业的海外背景董事对出口质量的促进作用仅限于一定范围内，即0.4～0.6的区间，这在一定程度上可以反映出下述情况：由于外资企业涉及与中国本土化的衔接，海外背景董事对出口质量的促进作用会受到更多的条件约束。

(a)出口强度

综上，我们可以初步判断，具有海外背景的董事对出口强度的促进作用高于出口质量，但是这一推断是否成立，还需要进一步严谨的计量检验。

四、基本回归结果

(一)模型构建

为了检验海外背景董事对出口强度和出口质量的影响，本文以引力模型为基础，采用OLS估计方法。如前所述，样本中包含出口与非出口企业，除了非出口企业“零出口”外，还有215家出口企业在个别年份也存在“零出口”现象。若直接处理，将会产生样本选择偏差问题；若忽略这一事实，所得到的估计结果将是有偏的。Heckman(1979)两步法是处理这类问题较为有效的计量工具(Nam et al.，2018)，其具体思路是：先对企业出口倾向的估计方程(1)进行第一阶段Probit回归，考察企业是否选择出口，由此提取逆米尔斯比率，然后将该比率作为控制变量纳入第二阶段，得到以出口强度或出口质量为被解释变量的估计方程(2)。具体模型设定如下：

P(Expit=1)=Φ(β0+β1Overseait+β×Controls+νt+νr+εit)

(1)

式(1)中，下标i表示企业，t表示年份；Expit为企业出口虚拟变量[0，1]，如果出口额大于零，则Expit=1，反之，Expit=0；Oversea为衡量企业i在t年的海外背景董事比例；Controls代表控制变量；Φ(·)表示标准正态累积分布函数；νt、νr分别表示年份、行业固定效应；εit表示随即扰动项。

如果要解释出口强度，则构建式(2)：

Ln Valueitm=α0+α1Overseait+α2Ln Dism+α3Ln GDPmt+α×Controls+ζ×Imrit+νt+νr+εitm

(2)

其中：Ln Valueitm为企业i在t年到m国的出口价值量，用出口额的对数值表示，如果要解释出口质量，则将被解释变量更换为出口质量(Quaitm);Ln Dism为中国与进口国m的首都距离的对数值，数据来源于CEPII-Gravity；Ln GDPmt为进口国m在t年的人均GDP对数值，数据来源于世界银行；Imrit为逆米尔斯比率，由第一阶段Probit估计得到，若Imrit显著不为0，则表明存在样本选择偏差，此时采用Heckman两阶段模型进行估计是有效的。

在式(1)和式(2)中，本文选取的企业层面控制变量包括：(1)生产率(TFP)，参照鲁晓东等(2012)的方法，以Olley et al.(1996)提出的OP方法为框架来计算全要素生产率；(2)企业规模(Size)，采用企业雇员人数并取对数表示；(3)企业年龄(Age)，以当年年份与企业成立年份之差表示；(4)融资约束(Cash)，参考阳佳余(2012)的做法，用企业经营活动现金的净流量与资产总额的比值表示，该值越大，表明企业面临的融资约束程度越小；(5)资本密集度(Klaratio)，参考毛其淋等(2013)的做法，用固定资产净额与雇员人数的比值再取对数表示，用其控制企业要素密集度对出口的影响；(6)人力资本(Wage)：参考盛丹等(2011)办法，用企业应付工资、应付福利和应付保险之和与雇员人数的比值再取对数表示；(7)研发支出(Research)，用企业研发支出与雇员人数比值的对数形式表示。

各变量的描述性统计结果见表2。由表2可以看出，出口强度和出口质量的均值分别为14.04和0.562，说明所选样本的企业出口表现总体较好；其标准差分别为2.537、0.21，表明不同企业在出口强度和出口质量方面均存在参差不齐的差距，追溯差距产生的原因则具有一定的经济学意义。与此同时，海外背景董事比例的均值为0.118，标准差为0.141，表明不同企业在海外背景董事选聘上各有侧重。

表2 主要变量的描述性统计结果

(二)基准回归结果

表3汇报了海外背景董事比例与企业出口强度、出口质量的估计结果。

表3 基准回归结果

列(1)为第一阶段Probit回归结果，由此提取的逆米尔斯比率(Imr)放入第二阶段的估计系数，均保持在1%显著性水平，证实了本文使用Heckman两阶段模型的合理性。由列(2)可知，Oversea的估计系数显著为正，表明海外背景董事能够在1%的显著水平上提高企业出口强度；与之相反，列(3)的估计系数显著为负，意味着海外背景董事比例较高，反而对提升出口质量产生了负向影响。与此同时，海外背景董事比例对出口强度的影响系数(0.788)明显高于对出口质量的影响系数(0.054)。

为了考察海外背景董事与企业出口之间的非线性关系，本文还在回归模型中加入了海外背景董事比例的平方项(Oversea2)。估计结果发现，海外背景董事比例的平方项对出口强度的估计系数依然显著为正；而对出口质量的估计系数也显著转为正数，从统计意义上表明，海外背景董事比例与出口质量在1%的显著水平上呈正U形关系。在非线性关系中，海外背景董事比例的平方项对出口强度的影响系数(0.565)依然远远高于出口质量(0.110)。

上述估计结果表明，海外背景董事对出口强度的促进作用要明显高于出口质量，在企业资源约束的条件下，海外背景董事会在“增量”和“提质”的权衡中优先考虑数量导向。究其原因在于：在扩大出口规模方面，海外背景董事能够帮助企业建立东道国与母国之间的社会网络，吸引更多的海外投资，同时帮助企业在海外市场拓展中跨越文化障碍，克服国际贸易往来中的非正式壁垒，降低交易成本，进而提高企业出口强度。但是，在提升出口质量方面，从公司治理角度来看，具有海外背景的董事倾向于采用西方化的治理模式和管理制度，其海外经历成为天然的“断裂带”，可能引发与其他董事理念不同、沟通不畅等问题，由此该类董事在与出口质量相关的战略决策意见无法得到支持。只有当海外背景董事的比例满足群体特征、得到群体认同时，才能有效表达个人意见，发挥海外背景这一特征的资源作用(Jackson et al.，1995；胡望斌 等，2014)。更重要的是，“质”的飞跃依靠技术升级与“量”的积累，提升质量的难度远高于增加数量，因为这需要研发投资、技术创新等多方面的资源整合、协同并进(施炳展 等，2014)。具有海外背景的董事在企业中达到一定比例后，从而形成群体认同，才能够群策群力，有效利用国际化先进技术和产品营销理念，正确引领出口产品的改善方向，当产品研发投资和创新产出积累到一定程度时，才能够整体优化企业出口质量。因此，随着海外背景董事比例的进一步提升，其对企业出口“提质”战略的影响力将会明显增强，从而在数量导向和质量导向中体现出短期权衡和长期趋同的走势。

(三)内生性检验

虽然基准回归结果能够为海外背景董事在提高出口强度和出口质量方面呈现出差异性提供一定证据，但是这一结果是否可信，还需要考虑如下潜在的内生性问题：拥有较高出口强度和出口质量的企业通常也伴随着更多的成长机会，这类企业更有可能吸引、选拔和聘用具有国际化视野和管理才能的海外背景人才。该内生性问题的存在，有可能导致基准回归结果产生偏误，因此，本文试图寻找工具变量和滞后一期方法来处理内生性问题。

1.工具变量法

本文借鉴Duan et al.(2016)和Dai et al.(2018)的研究办法，选取如下两个工具变量：(1)虚拟变量(IB)，2012—2016年间，若某年某省份拥有IB课程的国际学校，则该年位于该省份的企业样本取值为1，否则为0，数据来源为IBO官方网站。IB课程是国际文凭组织(International Baccalaureate Organization，简写为IBO)针对全球3～19岁学生开设、为全球教育界认可的国际课程，被156个国家和地区5325所国际学校所认可，致力于帮助学生获得大学入学资格而设立IB文凭课程，其成绩被79个国家和地区的1984所国际高校承认。(2)虚拟变量(Christian)，截至1920年年末，若基督教传教士在中国某省份创办了外国儿童学校，则对总部位于该省份的样本企业取值为1，否则为0。数据来源为中华续行委办会调查特委会编著的《1901—1920年中国基督教调查资料》。

本文选取上述两个变量作为董事海外背景特征工具变量，原因主要有三：一是IB学校的存在可满足海外背景董事对子女进行高质量国际教育的需求，帮助其子女获得英国、美国、澳洲、加拿大等国家上千所大学的入学资格，增加了该地区对海外背景董事的吸引力，提高海外背景董事在当地企业求职倾向。同时，2012—2016年间中国IB学校由65所增加至104所，换言之，工具变量IB在样本期内具有时间维度上的动态性，可在一定程度上反映海外背景董事的增长趋势。二是工具变量Christian考虑了历史因素的长远影响，即拥有外国儿童学校的地区早期较易受到学校带来的西方思想文化的影响。一方面，凭借其偏西方的价值氛围，吸引具有海外背景的人才，一定程度上提高了海外背景董事受聘于当地企业的可能性；另一方面，由于早期当地居民受西方文化的影响，未来去往国外发展的选择概率更高。当这些人学成归国后，更有可能回到当地并任职于当地企业。三是IB学校与外国儿童学校同属教育行业范畴，两个工具变量不会直接影响企业出口行为。基于此，本文将上述两个变量引入方程，使用工具变量法GMM估计处理内生性问题，结果见表4。

表4 内生性检验：工具变量法

表4的列(1)汇报第一阶段的回归结果，其中被解释变量为具有海外背景的董事比例(Oversea)。工具变量IB和Christian的估计系数显著为正，与预期相符，表明拥有IB学校或基督教创办的外国儿童学校的地区，当地企业雇佣的董事中拥有海外背景特征的人数占比较高。同时，两个工具变量的C-D Wald F统计量在1%的显著性水平下为1383.324，拒绝了弱工具变量假设。列(2)—列(5)是第二阶段的回归结果，其中列(2)、列(4)为出口强度的估计结果，Oversea的系数均显著为正；列(3)、列(5)为出口质量的估计结果，Oversea和Oversea2的系数一负一正，分别在1%、10%的水平上显著，再次证实了存在正U形关系。由此可见，在控制了潜在的内生性问题后，海外背景董事对“增量”的促进力度依然显著优于“提质”，随着海外背景董事比例的提高，“增量”和“提质”的战略导向将趋同，此时研究结论依然成立。

2.滞后一期处理

本文通过选取海外背景董事比例的滞后一期变量，减少企业由于出口行为高光表现而吸引更多海外人才导致的内生性问题。表5给出了使用滞后一期Oversea进行回归的结果。由表5可以发现，Oversea和Oversea2对出口强度、出口质量的估计系数与基准回归结果相似，说明海外背景董事对出口强度和出口质量的影响并未受到内生性问题的干扰；同时，海外背景董事只有达到一定比例(约42.11%)后，才能促进出口质量的优化，再次强调了海外背景董事更倾向于“增量”而非“提质”的短期权衡和长期趋同。

表5 内生性检验：Oversea滞后项

(四)稳健性检验

为了验证基准回归结果的可靠性，本文还进行了被解释变量更换、样本更换和似不相关回归三种稳健性检验。

1.被解释变量的更换

对于出口强度变量，参考岳文等(2017)的研究，本文使用企业出口额与当年销售额的比值来更换。对于出口质量变量，则进一步进行优化：一方面，借鉴Khandelwal(2010)和许家云(2018)的方法，由于企业产品种类是市场规模的函数，在测算企业出口产品质量时加入企业所在省份的国内生产总值，以此来反映产品水平多样化特征；另一方面，按照Nevo(2001)、施炳展等(2014)的做法，选择企业在其他市场出口产品的平均价格作为该企业在进口国市场出口产品价格的工具变量，并剔除总样本中缺少该工具变量的数据条目，以此解决产品质量与产品价格之间存在的内生性问题。表6的估计结果显示，海外背景董事比例对出口强度、出口质量的估计系数符号均与前文保持一致。其中，海外背景董事比例在达到约43.29%后才能提升出口质量，并未真正影响基本结论。

2.样本更换

考虑到港澳台地区与中国大陆在地域、文化上较为接近，故本文排除只具有港澳台背景的董事，而重新采用核算海外背景董事比例的样本再次进行实证回归，结果亦见表6。样本更换并不影响与基准结果的相似性。

表6 稳健性检验：变量与样本更换

3.似不相关回归

本文涉及两个被解释变量——出口强度和出口质量，二者均会受到同一企业同期内部管理、经营状况等因素的影响，致使二者回归方程的扰动项同期相关。在这种情况下，同时将出口强度和出口质量纳入多方程系统进行联合估计，这能够提高估计效率，且两类样本的实证模型设定相同，可以直观比较同一核心解释变量Oversea的估计系数。因此，本文借鉴Ralhan(2006)和Mao(2016)做法，采用Zellner(1962)提出的似不相关回归(Seemingly Unrelated Regressions，SUR)模型进行稳健性检验，结果见表7。

表7 稳健性检验：似不相关回归(SUR)

表7先汇报了使用SUR模型的假设检验结果，在线性和非线性关系下Breusch-Pagan检验LM统计量分别为43.936、10.966，均保持在1%的显著性水平，表明使用SUR模型的合理性。在此基础上，线性关系下Oversea对出口强度和出口质量的回归系数一正一负，非线性关系下Oversea与出口质量之间满足正U形关系，与基准回归结果一致，再次证明了前文结论的稳健性。

五、异质性扩展

考虑到企业的异质性特征同样也会对海外背景董事与出口之间的关系产生影响，本文将进一步区分企业所有制性质、海外背景类型、文化差异程度，以进行扩展研究。

(一)企业所有制

董事是公司治理的核心。一方面,公司治理在不同所有权结构中存在差异，必然对企业出口产生不同的影响(Filatotchev et al.，2008；Hobdari et al.，2011)；另一方面,海外背景特征优势的发挥亦受制于不同所有制企业的资源环境(Dai et al.，2018)。根据资源依赖理论，国有企业不但具有不可替代的资源禀赋优势(包括融资便利、政府补贴扶持等)，而且与政府部门具有潜在的密切联系，可以更快、更便捷地获取行业政策信息，从而能够弥补企业出口决策时本土资源不足的短板；外资企业与国际接轨程度相对较高，拥有海外经验、技术、文化等方面的国际资源，能够与海外背景董事在出口方面的优势产生协同效应。由此可见，区分企业所有制类型，对于进一步厘清海外背景董事对企业出口的作用机理是非常必要的。据此，本文将全样本划分为国有企业、民营企业、外资企业三组，以分别考察每组内部海外背景董事与出口强度、出口质量的关系，并进行对比分析，分组回归结果见表8。

表8 基于企业所有制的分组检验结果

表8的估计结果显示，在三类企业中，海外背景董事对出口强度均具有稳健的促进作用，对出口质量的正U形作用也不会受到企业所有制性质的影响。但是与此同时，董事的海外背景特征对外资企业出口强度和民营企业出口质量的促进程度要更为明显。具体而言，在经济意义上，海外背景董事的比例每增加一个标准差，将带来国有企业、民营企业、外资企业的出口强度分别增加0.58%、0.56%、0.75%(1)经济显著性的计算为解释变量的回归系数乘以描述性统计中的标准差，再除以被解释变量的均值。，这意味着外资企业中董事的海外背景特征对出口强度的促进程度更高。如上所述，外资企业与国际接轨程度更高，外资企业在识别出口风险、海外市场运作模式上较易与海外背景董事产生共鸣，达成某种共识，还能够提供国际化管理经验和国际市场信息，其国际资源与董事的海外背景优势产生协同效应，从而提高出口规模。与之不同是，若海外背景董事在国有企业、民营企业、外资企业中发挥出口质量提升作用，其数量分别需要达到董事会人数的64.14%、20.94%、45.53%，这说明对于民营企业而言，海外背景董事促进出口质量提升的比例门槛是最低的。究其原因，民营企业具有相对灵活的经营方式，自主掌控的技术资金，更易受市场竞争压力的驱使，一旦海外背景董事提出产品改善计划，民营企业会积极快速响应，发挥相应优势，努力利用董事的海外背景资源开展出口质量升级活动，以扩大盈利空间。相比之下，国有企业的出口竞争压力较小，做出改变的积极性较低，且其出口容易受到东道国基于政治顾虑的抵制，在一定程度上阻碍了资源禀赋优势和海外背景董事优势的发挥。

(二)海外背景类型

海外工作和海外学习是董事海外背景的两种具体来源。根据高阶梯队理论，两类不同海外经历的董事在国际市场经验、人力资本资源和国际社会网络方面的优势各有侧重：海外工作董事在海外市场的熟悉度和社会关系的广泛性上略胜一筹，而海外学习董事在产品技术的理论学习和跨文化交流方面更有心得，由此二者对出口强度和出口质量的影响必然存在差异。基于此，本文有必要进一步区分海外背景类型展开讨论。表9考察了两种不同类型的董事对企业出口的影响。表9估计结果表明，不论是具有海外工作背景抑或是具有海外学习背景的董事，均可提高企业出口强度，且当这一背景来源于海外工作经历时，系数(1.468)高于海外学习经历(1.386)，表明董事的海外工作经历对出口强度的促进作用优于海外学习；同时，海外工作背景董事与出口质量之间仍然满足正U形关系，但是董事的海外学习经历依然为负，且在10%的水平上显著，说明海外学习经历的董事即使增加到一定比例，也无法发挥提升出口质量的作用。究其原因在于，海外工作董事制定的出口决策与战略更有可行性和有效性，凭借海外工作经验能够帮助企业了解国外市场竞争环境，敏锐发现市场需求，利用国际网络关系拓宽出口“增量”渠道，以准确把握产品营销渠道与改进方向，直指出口产品弱点，找出“提质”关键点和正确方向。相比之下，海外学习经历为董事所带来的理论经验还需要在长期实践中进一步检验与锤炼。

表9 基于海外背景类型的分组检验结果

(三)海外文化差异

与中国崇尚集体主义的传统文化不同，西方文化的典型特征是个人主义(Hofstede，2003)。根据高阶梯队理论，具有海外背景的董事长期深入地接触西方社会，接受西方文化的熏陶，会带来个人认知观念显著变化，进而改变出口决策偏好(Sampson，1986)。其归国后与其他董事间会产生不同的行为模式：对内产生文化观念差异，对外表现出不同的风险偏好(McDaniels et al.，1991)，不同的出口决策倾向有可能导致企业内部产生矛盾与冲突，降低整体运营效率。换言之，海外背景董事与其他员工的文化差异有可能会抑制海外背景优势的发挥和企业出口绩效的提升。为了探究不同文化差异环境下海外背景董事与中国企业出口的关系，本文进一步识别董事的海外居留国情况，按照Hofstede(2003)提出的文化维度模型，确定不同国家的个人主义倾向强度，并参照柳光强等(2018)的做法，依据董事海外经历所在的国家，确定其背景文化中最高的个人主义倾向强度，将其作为该董事海外背景文化因子的衡量指标，不同董事的海外背景文化因子加权平均后，获得企业层面海外背景文化因子数。在此基础上，计算出全样本中企业海外背景文化因子的中位数(46分)。由于中国的个人主义倾向强度为20分，与之水平相差越大的国家，其与中国文化差异越大。据此，本文将海外背景文化因子不低于46分的企业划分为高文化差异样本；反之，则划分为低文化差异样本。分组回归结果见表10。

表10 基于海外背景文化差异的分组检验结果

由表10的估计结果可知，来自海外高文化差异国家的董事比例每增加1单位标准差，出口强度增加0.78%，远低于来自海外低文化差异国家董事的2.44%；同时，与低文化差异分组对出口质量的回归结果仍然呈正U形关系不同，在高文化差异分组中，海外背景董事比例的平方项对提升出口质量的影响并不显著。究其原因，文化的相近性有助于海外归国的董事与国内高管实现有效沟通与价值认同，相似的出口决策偏好有利于董事充分表达有关出口战略制定的意见和建议，并获得公司的采纳和推广，从而得以提高出口规模与质量。由此可见，在不同文化差异环境下，相较于出口质量，海外背景董事对出口强度的促进程度更明显；与高文化差异国家相比，来自海外低文化差异国家的董事更易在管理决策中实现文化认同，从而提高出口强度，改善出口质量，进而优化了企业的出口表现。

六、结论与政策启示

董事会作为公司的决策中枢，与企业出口战略规划密切相关，但是鲜有文献研究海外背景董事对企业出口行为的影响。本文通过手工搜集整理2012—2016年制造业上市公司的海外背景董事特征数据，并基于与海关数据库的合并样本数据，从公司治理视角考察海外背景的董事对企业出口强度和出口质量的影响。研究结果发现，海外背景董事能够凭借国际化视野、海外市场经验和东道国社会网络关系帮助企业识别出口风险、制定合理营销策略、推动出口产品创新，从而能够提高企业出口强度，并在达到一定比例、实现群体认同后，进一步提升企业出口质量。但是，在企业资源约束条件下，海外背景董事会在“增量”和“提质”的权衡中优先考虑数量导向；随着海外背景董事比例的进一步提升，其对企业出口“提质”战略的影响力将会明显增强，从而在数量导向和质量导向中体现出短期权衡和长期趋同的走势。考虑到海外背景董事进行出口决策时，可能会受到企业所有制类型、海外背景类型、海外居留国与中国文化差异程度的潜在影响，故围绕上述特征进一步开展异质性检验。研究发现，海外背景董事在提高外资企业的出口强度和民营企业的出口质量方面更为有效；与海外学习背景的董事相比，具有海外工作经历的董事对出口强度和出口质量的促进作用要更胜一筹；相较于高文化差异国家，来自低文化差异国家的海外背景董事在提高出口“质”与“量”方面作用更为积极。

本文的研究结论不仅厘清了海外背景董事对企业出口行为的积极影响，肯定了海外背景这一人力资本的优势，还发现在企业资源约束条件下海外背景董事对数量倾向的重视要优于质量倾向，“增量”优于“提质”。基于此，这些研究结论对于本文的政策启示在于：

对于企业而言：(1)在董事选聘方面，应考虑和重视具有海外背景特征的人才，这方面人才可以帮助企业精准锁定国际市场定位，开拓营销渠道，进而推动出口扩张和国际化进程。其中，对于以优化出口结构、提升产品质量为战略目标的企业，仅仅依靠海外背景董事的市场前瞻性、风险预判力和营销技能等是不够的，唯有外部产品定位与内部技术升级协同发展，跨越海外背景董事的“U形”拐点，才能从整体上提升产品质量，实现出口转型升级；同时，应识别董事的海外背景类型，积极延揽具备国际工作经验的人才，实现企业引才优势和出口经济效益最大化。(2)在文化建设方面，开放包容的理念和环境应成为企业组织文化的重要内涵。来自海外不同文化差异国家的董事对出口的改善水平不一，因此这些企业应强化员工间开放包容、求同存异的态度，以有效降低文化差异与冲突带来的内耗，提高董事的“主人翁意识”及其与组织的契合度。(3)在选拔机制方面，与民营企业和外资企业相比，国有企业在引进海外背景董事的同时，更要增加内部决策机制的灵活性、跨部门合作的协调性，为该类董事尽可能创造施展才华的空间和平台，充分发挥其对提高出口强度和出口质量的资源优势。

对于政府而言：(1)各地政府应坚定不移地将引进海外高层次人才作为工作重点，形成“人才磁铁”的集聚效应，建立国际化人才交流平台和经贸信息共享中心；(2)政府应切实考察当地企业人才需求类型，引才政策切不可“一刀切”，要采取个性化施策方式，增加现代化管理型与高精尖技术型海外人才占比，实现出口数量与出口质量不断攀升，从而提高出口核心竞争力，为中国从贸易大国向贸易强国转变夯实基础。