家族控制、 经济期望与企业绿色责任的关系研究:①来自中国上市公司的经验数据

朱丽娜, 贺小刚, 张正元

(1． 华东理工大学商学院, 上海 200237; 2． 上海财经大学商学院, 上海 200433; 3． 复旦大学管理学院, 上海 200433)

0 引 言

改革开放以来, 我国经济获得了较快速的发展, 然而, 多年来粗放式高速增长与GDP锦标赛的传统思维, 也导致中国经济增长出现了诸如投入要素浪费、经济效率不高、环境污染严重等一系列问题[1].当下我国经济已经进入增速放缓、结构优化和追求发展质量的新时期, 如何协调好经济发展和生态环境保护的关系成为转型期的重大挑战.长期以来, 有一种观点认为, 加强生态环境保护会影响经济发展速度, 然而, 习近平总书记一再强调“保护生态环境和发展经济从根本上讲是有机统一、相辅相成的”.因此, 作为经济载体的企业如何在谋求自身发展的同时提升绿色责任意识、保护好生态环境是转型时期的企业面临的重要问题, 亦是学术界关注的重要议题.

近年来, 学者们已从不同视角就企业绿色责任的问题进行了探讨, 部分学者基于制度理论探讨了外部压力以及合法性诉求对企业绿色责任的影响[2, 3, 4], 也有学者从组织层面出发, 认为企业的使命和价值观等影响了企业的绿色责任[5]; 另外一部分学者则从管理者视角分析了企业履行绿色责任的内生驱动因素[6], 研究表明, 管理者的经验以及他们对环境的态度等会影响企业的环保决策[7], 并且, 不同类型的企业主在战略预期、风险评估等方面都存在差异, 正是这些差异使得企业在绿色环保投入上的表现会有所不同.可见, 企业所有权对绿色责任的影响已得到了学者的关注, 而家族所有制代表了世界上最普遍的企业所有制类型, 并且就我国的实际情况来看, 家族企业占据了市场的半壁江山, 目前也是节能减排、污染防治的重点监管对象, 因此, 深入了解家族企业的绿色责任对于我国全面推行绿色经济具有重要现实意义.

然而, 聚焦于现有家族企业绿色责任的相关研究却发现, 学者们并没有达成一致, 比如Berrone等认为家族企业因为更加关注非经济目标, 如家族形象、声誉等, 具有更加长期的战略视野和耐心资本, 因此会更多地履行绿色责任[8,9]; 而Uhlaner等则认为家族涉入和企业绿色责任之间没有显著的相关性[10], Dekker和Hasso利用澳洲中小企业的数据甚至发现, 相较于非家族企业, 家族企业的环境绩效表现更差[11].之所以会出现上述不同的结论, 可能存在以下几个方面的原因: 第一, 大部分研究都聚焦于家族和非家族企业的对比, 而忽视了家族企业之间的异质性, 比如没有细分不同的家族控制方式, 实际上, 很多家族企业研究的学者已经开始呼吁从家族企业异质性的视角去分析家族企业的战略决策[12].第二, 虽然现有学者肯定了社会情感财富在家族企业决策中的重要作用[13], 但不同的家族企业在实现社会情感财富保护的能力和意愿方面存在显著差异, 即现有研究没有多维度地考察在何种情况下, 家族更有能力和意愿去实现对社会情感财富保护的诉求.第三, 家族企业作为家族和企业的结合体, 往往会具有多重目标, 这也使得家族企业的决策依据不仅会表现出“家族逻辑”, 比如维持家族声誉, 在乎家族荣耀等, 也会表现出“企业逻辑”, 比如考虑企业的利润等[14], Kotlar等的研究就指出在不同的经济期望下, 家族企业的决策参照点可能会发生改变[15], 因此, 在分析家族企业绿色责任时, 只考虑“家族逻辑”是不够完整的.为弥补上述研究的空缺, 使用中国家族企业的数据, 首先, 细分了家族控制能力和家族控制意愿在企业履行绿色责任决策中的影响作用; 其次, 将企业的经营期望纳入模型, 探讨了期望落差和期望顺差在家族控制能力和家族控制意愿与企业绿色责任之间的调节作用.

1 理论与假设

社会情感财富保护的动机可以被用作区分家族企业与非家族企业的重要属性, 因此, 也常常被应用于理解家族企业的各种政策和战略, 但家族企业并不是同质的, Marques等就指出西班牙家族企业在社会责任履行方面遵循着不同的模式[16], 因此, 仅仅区分家族和非家族的差别还不足以了解社会情感财富保护的动机对于家族企业决策的全部作用.追随Marques等的研究[16], 尝试分析中国家族企业履行社会责任的动因.但不同于Marques等将社会责任看成一个整体[16], 单独考虑了企业绿色责任的履行状况, 之所以选择绿色责任作为研究目标, 是基于以下两个原因: 首先, 随着近年来我国政府对环保的重视, 企业绿色责任不再是“房间里的大象”, 越来越多的企业开始从仅仅喊口号转变为积极地实施实质性的绿色战略, 这对于我国整体环境的改善以及企业竞争力的增强都有着重要的作用, 理解企业履行绿色责任的动因无论是对学术界, 还是对实践者而言都具有重大的意义[22].其次, 不同于其他社会责任, 绿色责任的履行意味着企业在完成其社会使命的同时也往往面临着一定的风险性, 并且, 其不仅需要消耗企业较大的资源, 而且回报期长且回报率极不稳定[23], 这就使得绿色责任的履行一方面可以满足家族企业社会情感财富, 如家族声誉等的保护动机, 另一方面却也可能影响到非家族利益相关者的经济目标.如此, 在探讨家族企业履行绿色责任的动因时, 需要同时考虑家族企业的经济和非经济目标.

就现有研究来看, 大多学者已经开始将家族企业的非经济目标, 如社会情感财富纳入了考虑范畴[8,9], 但有关“社会情感财富究竟会如何影响家族企业决策？”这一问题仍有许多可拓展之处, 比如, Berrone就指出, 虽然家族企业具有社会情感财富保护的动机, 但并不是所有家族企业都具备相同的实现其社会情感财富保护的能力和意愿[17], 也就是说, 即使同为家族企业, 但由于家族对企业控制能力和控制意愿的差异, 其社会情感财富的实现程度也会存在差异.和以往研究不同, 根据De Massis提出的“能力和意愿(ability and willingness)”的构念[18], 区分了家族企业的异质性, 探讨了家族控制能力和控制意愿对企业绿色责任的影响作用.

1.1 家族控制能力与企业绿色责任

根据以往的研究,使用以下三个变量衡量家族对企业的控制能力: 家族所有权, 家族成员参与管理, 家族控制时间[19-21].一般而言, 家族对企业的控制能力越强, 企业实现社会情感财富保护的能力也越强, 企业的决策会更多地体现出“家族逻辑”, 因此,上述三种不同的控制能力都将显著影响家族企业绿色责任的履行状况.

1.1.1 家族所有权与企业绿色责任

正如前文所言, 绿色责任虽然有助于企业声誉的建立, 然而由于其回报的长周期和不确定性, 往往使得很多企业望而却步.虽然家族企业由于其社会情感财富保护的动机, 会愿意履行绿色责任, 然而, 这样的目标也可能会遭到其他利益相关者的抵制, 尤其是非家族股东, 因为家族一心追求社会情感财富目标的动机可能会在一定程度上损害非家族股东的财务回报[22].因此, 家族企业保护其社会情感财富的动机在多大程度上得以实现还需要家族所有者的权力予以配合, Berrone等和Gómez-Mejía等的研究都一再强调家族所有权对战略决策的重要影响作用[8, 23].较高的家族所有权所赋予家族的合法性使得家族决策者在制定企业决策时具有更大的自主权, 这为企业选择有利于家族社会情感财富保护的战略决策提供了沃土[21].已有研究也指出, 较高的家族所有权会使家族成员有权监督企业, 并可以选择更理想的董事会和管理层成员, 从而制定保护或增加家族社会情感财富的政策[24].因此, 家族所有权将对企业的绿色责任产生显著的影响.

1.1.2 家族成员参与管理与企业绿色责任

公司治理表明, 组织往往会成为实际管理者追求自身利益的工具, 而家族参与管理则保证了家族的权力和合法性将直接用于有利于家族利益的决策中[23].之前的研究也发现家族成员参与管理会对企业的战略决策[25], 组织文化以及企业绩效等方面产生重要影响[26], 相对于家族参与管理水平较低的企业而言, 家族参与管理水平较高的企业更可能将企业视为家族和自己的延伸, 进而会更多地从事那些有利于维护企业声誉和形象的活动[27].其次, 家族企业中除了家族管理人员, 还会有非家族管理人员, 当家族企业主的战略决策仅仅使家族受益而不利于非家族管理人员时, 后者可能会抵制决策的实施, 特别是, 当战略决策会降低企业的盈利能力, 进而影响非家族管理人员的绩效工资时[28], 这种抵触情绪会更加明显.而从短期来看, 绿色责任会增加企业的运营成本, 且并不一定带来经济绩效的上升, 并且, 这种非经济目标往往只会给家族成员带来更好的形象和社会地位, 但对于非家族成员, 这种影响作用相对很弱[29].基于此, 只有当家族成员更多地参与企业管理时, 企业才更可能实施那些利于“家族逻辑”的战略决策, 因此, 家族成员参与管理将对企业的绿色责任产生显著的影响.

1.1.3 家族控制时间与企业绿色责任

家族对企业的控制时间越长, 家族所有者会发现他们的身份越来越与企业联系在一起, 这种因时间而产生的联系和身份认同会内在地激励着家族所有者和管理人员更多的以社会情感财富作为其决策的主要参考点[8].并且, 较长的家族控制持续时间还会使得企业员工以及外部利益相关者等将家族和企业视为一个整体, 这也加强了家族声誉和企业名誉之间的关联性, 从而导致家族企业会更多地考虑声誉的重要作用, 这种对声誉的诉求使得企业更具长期发展导向[20].其次, 随着家族对企业控制时间的增加, 家族特有的价值观也更有可能渗透到整个组织中[26], 即产生家族印记[30].印记理论表明[31], 组织文化和偏好会受到创始人个人价值观的强烈影响, 创始人对企业的控制时间越长, 这种个人价值观就越可能演化成为组织的价值观, 从而形成组织共识[32].结合到家族企业, 随着家族对企业控制时间的延长, 家族所有者有更好的机会使企业其他员工相信对于社会情感财富等非经济目标的追求虽然具有较高的成本, 但从长远来看是对企业有益的, 在这样的情况下, 更多地履行绿色责任也会符合员工的价值取向, 从而成为企业理性的选择.因此, 家族控制企业的时间也将对企业的绿色责任产生显著的影响.基于此, 提出如下假设:

假设1家族对企业控制能力的增强会促进企业绿色责任的履行.

假设1a家族所有权的提高会促进企业绿色责任的履行.

假设1b家族成员参与管理的程度的提高会促进企业绿色责任的履行.

假设1c家族对企业控制时间的增加会促进企业绿色责任的履行.

1.2 家族控制意愿与企业绿色责任

一般而言, 当家族有较强的传承意愿, 或家族与企业之间具有较高的身份相关性时, 家族对企业的影响意愿会比较强烈[33].因此, 根据以往的研究, 使用以下两个变量衡量家族对企业的控制意愿: 家族命名以及家族传承意愿.

1.2.1 家族命名与企业绿色责任

企业名字作为概括企业历史业绩、识别经营特征的标签, 是企业声誉的天然载体, 也是企业对外界最直观的展示[34].以企业背后的家族名字命名企业则会将家族与企业紧密联系在一起[35], 家族与企业之间的这种关联使得社会公众或企业的利益相关者对企业的家族身份有着更为清晰的感知, 使得家族声誉与企业声誉高度重合, 从而更加看重对家族形象和声誉的维护[36].尽管非家族所有者和管理者也会感觉到这种责任, 但远不如那些以自身名字命名的家族成员强烈.如戴尔式的家族企业直接告诉受众自己是家族企业, 且将创始家族作为一大亮点.这种做法无疑是将企业背后的家族推向聚光灯之下, 此时企业声誉、家族声誉与个人声誉高度重合, 家族企业对声誉也将更加看重[34].Deephouse和Jaskiewicz从社会情感财富和社会认同理论出发, 提出家族企业的成员会寻求更高的企业声誉, 且这一现象在家族命名企业中更为显著[33].正是基于这种对“企业—家族”声誉的重视, 以家族命名的企业会更为重视消费者的评价, 更倾向于塑造受人喜爱的形象和公司品牌的正面感知, 此时, 企业履行绿色责任的动机也会增强.因此, 企业是否以家族命名将对企业的绿色责任产生显著的影响.

1.2.2 家族传承意愿与企业绿色责任

家族传承意愿是家族企业内部社会情感财富的重要维度, 也是最能直接反应家族企业长期导向的指标[8], 而企业的长期生存往往需要家族平衡自身与企业内外部利益相关者的利益, 与各类的利益相关者保持长期合作关系[37], 因此, 这种长期导向对企业的战略选择有着重要的作用, 比如Wang和Bansal发现, 长期导向拓宽了企业的视野, 使企业能够认识到社会责任投资的潜在价值[38].其次, 当家族企业具有长期导向时, 其战略决策不只是源于经济利益驱动, 而是更加依赖于家族内部的非经济目标, 如为家族成员提供机会, 建立积极家族声誉和形象, 社会成就等.最后, 为了使家族企业的传承最终得以实现, 家族企业会更多地探索长期成长的方案, 比如寻找可持续的发展战略, 而履行绿色责任不仅能够使企业的发展更符合环境标准, 为企业带来更多无形的声誉资产, 更重要的是, 他们提高了竞争者的进入门槛, 为企业获得长期竞争力的获得打下了良好的基础[39].基于此, 当具有明确的传承意愿时, 家族企业会更加注重建立家族良好声誉, 从而对企业的绿色责任产生显著的影响.

基于此,提出如下假设:

假设2家族对企业控制意愿的增强会促进企业绿色责任的履行.

假设2a企业以家族名称命名会促进企业绿色责任的履行.

假设2b企业的传承意愿会促进企业绿色责任的履行.

1.3 家族控制与企业绿色责任: 情景机制分析

上文中指出, 当家族对企业的控制能力或控制意愿更强时, 家族实现社会情感财富保护的能力和意愿也会更加的强烈, 从而促进企业绿色责任的履行.然而, 有关家族企业决策参考点的问题仍处于争论之中, 比如, 一些学者认为家族企业的决策过程只受到社会情感财富这种“家族逻辑”的影响, 这种影响既可能直接体现在对社会情感财富的保护上, 也可能体现于家族企业只以社会情感财富的损失或收益作为决策的标准[40], 也有一些学者基于代理理论认为, 家族企业作为一个企业主体, 其决策也必然受到“企业逻辑”, 比如经济目标的影响[41].上述论点都有其各自的支持者, 在承认其深刻见解的同时, 需要注意的是, 家族企业作为家族和企业的结合体, 其决策依据不仅包含了“家族逻辑”, 也需要包含“企业逻辑”, 而这种共存的逻辑往往使家族企业决策者面临两难的困境和挑战[42], 为了更好地从理论视角阐述家族企业决策的复杂性, 借鉴了制度逻辑的理论框架[43].在这一框架中, “家族逻辑”和“企业逻辑”构成了社会中两种截然不同的基本制度秩序[12], 这两种逻辑共存于家族企业中, 并引发了相互冲突的角色身份和目标: “企业逻辑”关注的是公司规模、增长、利润和市场地位, 而“家族逻辑”关注的是荣誉、安全以及对家庭的无条件忠诚等等[40].这就产生一个有趣的研究问题: 在多个目标以及身份发挥作用的复杂情况下, 家族企业会如何做决策？ 经营期望的实现与否会直接影响到家族企业的生存问题, 从而影响“家族逻辑”和“企业逻辑”在家族决策中的偏好和地位.基于此,进一步分析了企业经营期望(期望落差和期望顺差)的调节作用.

1.3.1 经营期望对家族控制能力与企业绿色责任关系的调节作用

尽管社会情感财富可以看作是家族企业进行战略决策时优先考虑的决策参照点, 但业绩反馈为企业的决策者提供了另外一种重要的参考模式[44].期望落差的出现意味着企业前期的资源配置、管理方法和产品制造等出现了问题[45], 这在一定程度上对家族企业的发展产生了威胁, 这种生存威胁会改变企业的决策参考依据, 进而影响家族企业的决策, 正如Gomez-Mejia等所指出的, 当业绩低于期望水平时, 家族企业的行为从根本上是不同的[46].当企业业绩低于期望水平时, “企业逻辑”会变得更加重要, 因为家族企业决策者担心, 一旦企业在财务上无法“生存”, 那么家族企业的社会情感财富也将不复存在.这种“企业逻辑”必然会降低家族控制能力对“家族逻辑”的强影响作用, 从而使得家族企业的决策更多的以快速挽回业绩为出发点.而绿色责任的履行是否能够促进企业经济绩效的增长, 这一问题并没有得到肯定的回答, 甚至在短期内, 从事绿色活动还会因为过多的占用企业资源而损害经济绩效, 这对困境中的家族企业而言是较难接受的.其次, 当企业的业绩低于期望水平时, 家族对企业的控制能力是否与企业发展相匹配也会遭到利益相关者的质疑, 此时, 家族控制能力所带来的自主权和决策合法性也会有所削弱, 家族企业之前的决策也会不被利益相关者所认可, 这也会威胁到“家族逻辑”在企业决策中的绝对地位.基于此, 随着期望落差的增加, 家族控制能力对企业绿色责任的正向作用会有所削弱.相反, 当企业处于期望顺差的状态时, 上述危机刺激并不会得到激发, 家族控制能力对企业发展的正向作用也会得到肯定, 此时, 家族企业的决策仍然更多地体现出“家族逻辑”, 从而为家族企业履行绿色责任提供了更多的机会.并且, 和期望落差中的企业不同, 期望顺差往往意味着家族企业具备更多的优质冗余资源[47], 这不仅为企业积极承担保护自然环境的责任提供了空间和基础, 而且, 此时更多地履行绿色责任所体现出的“家族逻辑”也较少会受到质疑.考虑到更多地履行绿色责任不仅能够满足政府等外部利益相关者的诉求[48, 49], 从而稳固家族企业的经济社会地位, 还能够为家族企业带来较好的声誉, 即满足家族企业在经济财富实现之外对社会情感财富保护的诉求, 随着期望顺差的增加, 家族控制能力与企业绿色责任履行之间的关系会有所强化.基于以上分析,提出如下假设:

假设3随着期望落差的增加, 家族控制能力对企业绿色责任的正向影响作用会有所削弱.

假设4随着期望顺差的增加, 家族控制能力对企业绿色责任的正向影响作用会有所增强.

1.3.2 经营期望对家族控制意愿与企业绿色责任关系的调节作用

家族对企业的控制意愿往往包含了家族对企业的情感依恋, 这种情感依恋一方面使得家族成员会更希望企业能够长久经营, 另一方面, 这种情感依恋也使得家族成员更愿意将自己与企业看成一体, 企业的荣誉也意味着家族的荣誉, 因此, 正如之前所推论的, 家族控制意愿越强, 家族企业的决策越会体现出“家族逻辑”.然而, 企业的期望落差状态会让家族成员意识到其决策偏好可能会威胁到企业的这种控制意愿, 比如, 若企业长期处于落差状态, 则可能面临被收购的危险, 而家族传承的希望也会随之破灭.因此, 这种期望落差实际上在提醒家族企业的决策者, 必须要重视“企业逻辑”在家族中的重要作用, Chrisman和Patel的研究就认为, 低于期望的业绩会提高决策者的危机意识, 使他们迫切想要通过业绩改善来确保公司的生存[50], 而绿色责任的履行在短期内并不会显著改善企业的经济绩效[51].相比之下, 其他一些市场战略, 如成本领先战略等反而可能是提升企业绩效和市场份额的一种有效选择[52].因此, 随着期望落差的增加, 家族控制意愿对企业绿色责任影响作用会有所削弱.反之, 当企业业绩处于顺差状态时, 家族企业会从解决眼前问题的压力中解脱出来, 转而开始追求企业的长期竞争力[53], 这种对长期竞争力的追求与家族长期导向高度吻合, 从而使得家族控制意愿较强烈的企业更多地关注其外在声誉以及利益相关者的诉求.绿色责任的履行是家族企业长期目标发展的重要实施手段, 能够为家族企业带来各种无形的资源, 如良好的声誉, 独特的企业文化与品牌以及与消费者的融洽关系等[54], 这些资源都会促进家族企业进行长期声誉资产的投资.因此, 随着经营顺差的增强, 家族控制意愿对绿色责任的促进作用会有所增强.基于上述分析, 提出如下假设:

假设5随着期望落差的增加, 家族控制意愿对企业绿色责任的正向影响作用会有所削弱.

假设6随着期望顺差的增加, 家族控制意愿对企业绿色责任的正向影响作用会有所增强.

2 样本来源与数据说明

2.1 样本来源

以2010年～2016年沪深交易所的A股上市家族企业为基础样本库,参照其他学者的方法, 对家族企业进行界定[49]: 1)公司的最终控制者能追踪到自然人或家族; 2)最终控制者直接或间接持有的公司股权必须是被投资上市公司第一大股东在持股比率在5%以上; 3)公司的管理层中至少有1名以上的家族成员参与管理工作.若企业满足上述条件, 则界定为家族企业, 选入研究样本.为了确保样本数据的质量, 根据上市公司年报以及巨潮资讯等权威网站对数据进行了核对, 并剔除了以下样本: 1)剔除金融类上市公司; 2)剔除企业性质无法判定的公司; 3)剔除了ST、PT财务状况出现异常的企业; 4)剔除了数据严重缺失的公司.最终获得4 504个观测值.

2.2 变量测量

根据以往相关研究文献, 该部分对涉及到的变量, 进行了详细定义和测量方法的介绍, 具体如下所述.

2.2.1 企业绿色责任

借鉴了贾兴平和刘益的做法[55],采用和讯网公布的企业环境责任作为绿色责任的代理变量, 最高为100分, 评分越高, 说明企业履行绿色责任的水平越好.

2.2.2 家族控制能力

根据以往的研究, 使用以下三个变量衡量家族对企业的控制能力: 家族所有权(Fownership), 家族成员参与管理(Fmanagement), 家族控制时间(Fcyear), 具体的衡量如下: 1)家族所有权以家族成员实际所持有的股份计量; 2)家族参与管理以家族成员人数占高管团队总人数的比例计量; 3)家族控制时间以当年与家族创立企业年份的时间差计量.

2.2.3 家族控制意愿

根据以往的研究, 使用以下两个变量衡量家族对企业的控制意愿: 家族命名以及家族传承意愿, 具体的衡量如下: 1)家族命名(Familyname): 参考宋丽红等的做法[34],构建一个虚拟变量表示家族命名方式, 当家族企业名称中包含创始人或家族等相关信息时, 取值1, 否则为0.2)家族传承意愿(Transgeneration): 由于采用的是上市公司的二手数据, 因而很难准确衡量家族企业的传承意愿, 一般而言, 只有家族企业内部有可以继承企业的家族人员并愿意接管控制权的情况下, 才能实现家庭内部控制权转移[56].因此, 参考Chrisman和Patel的做法[49], 认为如果家族企业中有一名家族成员担任CEO, 且至少有另一位家族成员在其TMT中任职, 那么对该公司的家族传承意愿赋值为1, 否则赋值为0.

2.2.4 经营期望

经营期望是高管所能够感受到的现实与期望的差距状态, 往往通过企业的实际业绩与期望业绩的差异值来衡量, 其中期望业绩可以采取行业比较的方法确定参照对象, 也可以采取历史比较的方法确定参照点.考虑到相对于自身业绩的落差, 企业往往会在乎与行业同类企业的比较, 故采用了行业期望来衡量企业的经营期望, 具体的计算公式如式(1)所示

IEt-1=(1-α)IMt-1+α1IMt-2

(1)

式中α1代表权重, 介于[0,1]之间的数值, 同样借鉴Chen的方法[57], 仅汇报了α1=0.4时的检验结果.IMt-2为企业所在行业t-2期的行业绩效中位值水平,IMt-1为企业所在行业t-1期的行业绩效中位值水平, 即企业i在t-1期的行业期望水平IEt-1为企业i在t-1期的行业业绩中位水平(权重为0.6)和t-2期的行业业绩中位水平(权重为0.4)的加权组合.企业i在t-1期的行业业绩期望差距(Pi,t-1-IEi,t-1)为实际业绩Pi,t-1与行业业绩期望IEi,t-1之差.如果(Pi,t-1-IEi,t-1)<0, 则认为企业i在t-1期的实际业绩低于行业业绩期望, 反之则认为企业i在t-1期的实际业绩高于行业业绩期望.并且期望落差和期望顺差的数据处理采取了截尾的虚拟变量方式, 即在衡量期望落差时, 对于期望落差的数据取实际的差异值, 而高于期望水平的则取值为0; 同样, 在衡量期望顺差时, 对于期望顺差的数据取实际的差异值, 而低于期望水平的则取值为0, 从而得到截尾的期望差距变量: 期望落差(Loss)和期望顺差(Gain).

2.2.5 控制变量

根据已往相关研究文献,包括以下控制变量: 1)企业规模(Firmsize), 用企业资产总额取对数之后的值进行衡量.2)企业上市年限(Listage), 采取企业上市年限的自然对数进行衡量.3)两职兼任(Duality), 若CEO同时兼任了董事长, 则设定为1, 否则为0.4)独立董事比例(Outbrd), 独立董事人数占董事会人数的比例.5)企业政治关联(Politics), 若企业董事会成员或高层经营者为前任或现任政府官员、人大代表、党代表或政协委员, 就将其定义为政治关联企业, 记为1, 否则为0.6) 冗余资源: 根据Bourgeois提出的财务指标测量方法来衡量组织的冗余资源[58], 将冗余分为已吸收冗余(Absorbedslack)与未吸收冗余(Unabsorbedslack), 其中用流动比率、资产负债率来衡量未吸收冗余状况, 这两个指标越高表示企业能够迅速调动起来的冗余资源越多; 用费用收入比(三大期间费用总和/销售收入)指标反映已吸收冗余, 表示已经内化于企业运作的冗余资源.7)企业的研发投入(R&D), 以企业研发投入与企业总资产的比值衡量.8)行业竞争程度(HHI), 采用赫芬德尔指数来衡量行业之间的竞争.9)行业绿色责任履行状况(Green_ind), 使用企业所在行业的年度绿色责任均值予以衡量.10)企业所在地区制度环境, 用地区市场化指数来衡量.表1为主要变量的描述性统计和相关性分析.

表1 变量的描述性统计和相关性分析

2.3 模型设计

为了验证上文所提出的假设,设定如下检验模型:

Green_Res=β0+β1FCability+β2X+εi

(2)

Green_Res=β0+β1FCwillingness+β2X+εi

(3)

Green_Res=β0+β1FCability+β2Loss+

β3Gain+β4FCability*Loss+

β5FCability*Gain+β6X+εi

(4)

Green_Res=β0+β1FCwillingness+β2Loss+

β3Gain+β4FCwillingness*Loss+

β5FCwillingness*Gain+β6X+εi

(5)

其中Green_Res为被解释变量即企业绿色责任, 解释变量为家族控制能力(FCability)和家族控制意愿(FCwillingness),分别使用家族所有权(Fownership), 家族成员参与管理(Fmanagement), 和家族控制时间(Fcyear)来衡量家族控制能力, 使用家族命名(Familyname)和家族传承意愿(Transgeneration)来衡量家族控制意愿, 调节变量为Loss和Gain, 分别表示企业的经济期望落差和经济期望顺差,X表示一系列的控制变量,εi为随机扰动项.在假设检验之前, 进行如下数据处理: (1)为确保模型估计的一致性和有效性, 对主要持续变量在1%水平上进行缩尾处理; (2)对进入模型的所有解释变量和控制变量进行了方差膨胀因子(VIF)诊断, 结果显示VIF均在2以内, 表明不存在多重共线性问题; (3)在各模型的估计过程中, 对因变量采取了滞后1年的处理.

3 假设检验与结果分析

3.1 家族控制与企业绿色责任关系的主效应检验

表2检验了家族控制与企业绿色责任关系的主效应.在模型2中, 家族所有权对企业绿色责任的系数显著为正(beta=0.037 3,p<0.01), 在模型3中, 家族成员参与管理对企业绿色责任的系数显著为正 (beta=7.006 4,p<0.01), 在模型4中, 家族控制企业的时间对企业绿色责任的系数显著为正(beta=0.353 6,p<0.01), 并且在模型7中, 该检验结果依旧显著.综合模型2～模型4的检验结果可知, 家族控制能力对企业绿色责任的正向影响作用得到了验证, 即假设1得到了验证.在模型5中, 企业是否以家族命名对企业绿色责任的系数为正(beta=0.711 6, n.s.), 假设2a没有得到支持, 在模型6中, 家族传承意愿对企业绿色责任的系数显著为正(beta=2.079 6,p<0.01), 假设2b得到了支持.综合模型5～模型6的检验结果可知, 家族控制意愿对企业绿色责任的正向影响作用得到了部分验证, 即假设2得到了部分验证.

表2 家族控制与企业绿色责任的关系检验

3.2 家族控制与企业绿色责任关系的调节机制分析

表3检验了家族控制与企业绿色责任关系的调节效应.由表3中的模型1可知, 家族所有权和期望落差的交互项系数不显著(beta=0.003 0, n.s.), 家族所有权和期望顺差的交互项系数显著为正(beta=0.011 3,p<0.05).由模型2可知, 家族成员参与管理和期望落差的交互项系数不显著(beta=0.071 0, n.s.), 家族成员参与管理和期望顺差的交互相系数显著为正(beta=2.403 6,p<0.01).由模型3可知, 家族控制企业的时间和期望落差的交互项系数不显著(beta=-0.004 1, n.s.), 家族控制企业的时间和期望顺差的交互项系数显著为正(beta=0.064 7,p<0.01).综上, 假设3没有得到验证, 假设4得到了验证.由表3中的模型4可知, 家族命名和期望落差的交互项系数不显著(beta=-0.297 3, n.s.), 家族命名和期望顺差的交互项系数也不显著(beta=0.243 4, n.s.).由模型5可知, 家族传承意愿和期望落差的交互项系数不显著(beta=0.067 4, n.s.), 家族传承意愿和期望顺差的交互相系数显著为正(beta=0.317 3,p<0.01).从结果来看, 期望落差对家族控制意愿和绿色责任关系的调节作用并没有得到支持, 而期望顺差对家族控制意愿和绿色责任关系的调节作用得到了支持.

表3 家族控制与企业绿色责任的关系检

续表3

图1 期望顺差对家族所有权和绿色责任关系的调节作用

图2 期望顺差对家族成员参与管理和绿色责任关系的调节作用

图3 期望顺差对家族控制时间和绿色责任关系的调节作用

图4 期望顺差对家族传承意愿和绿色责任关系的调节作用

3.3 检验结果的稳健性分析

3.3.1 调整家族企业衡量方式的稳健性检验

不同的家族企业衡量方式可能会影响结果的稳健性, 参考Chrisman和Patel的做法[13], 在其他条件不变的情况下, 进一步要求最终控制者直接或间接持有的公司股权必须是被投资上市公司第一大股东在持股比率在10%以上, 并且公司的最终控制者能追踪到自然人或家族以及公司的管理层中至少有1名以上的家族成员参与管理工作都得到满足, 才认定该企业为家族企业.在新的家族企业样本中, 重新检验了家族控制与企业绿色责任的关系, 具体的检验结果见表4～表5.表4～表5的结果与表2～表3保持了较大的一致性, 说明就家族控制对企业绿色责任的影响作用的检验具有较高的稳健性.

表4 家族控制与企业绿色责任关系的稳健性检验(1)

表5 家族控制与企业绿色责任关系的稳健性检验(2)

续表5

3.3.2 调节变量的稳健性检验

为了进一步检验经济期望对家族控制与企业绿色责任关系的调节效应的稳健性, 根据企业的经济期望, 分成期望顺差的样本和期望落差的样本.对比表6中的模型1和模型5可知, 在模型1中, 家族所有权的系数显著为正(beta=0.073 3,p<0.05), 在模型5中, 家族所有权的系数不显著(beta=0.021 4, n.s.).对比模型2和模型6可知, 在模型2中, 家族成员参与管理的系数显著为正(beta=11.276 8,p<0.01), 在模型6中, 家族成员参与管理的系数不显著(beta=2.948 6, n.s.).对比模型3和模型7可知, 在模型3中, 家族控制时间的系数显著为正(beta=0.358 6,p<0.01), 在模型7中, 家族控制时间的系数不显著(beta=0.319 9, n.s.).对比模型4和模型8可知, 在模型4中, 家族命名的系数不显著(beta=-1.500 3, n.s.), 在模型8中, 家族命名的系数显著为正(beta=1.435 8,p<0.1).对比模型5和模型10可知, 在模型5中, 家族传承意愿的系数显著为正(beta=1.975 2,p<0.1), 在模型10中, 家族传承意愿的系数不显著(beta=0.681 4, n.s.).以上结果说明, 经济期望顺差的调节作用稳健, 即当企业处于期望顺差的状态时, 家族控制能力和家族控制意愿对企业绿色责任的作用都会增强.

表6 调节变量的稳健性检验

3.3.3 敏感性分析

考虑到现有学者指出期望落差和期望顺差对企业决策的影响可能不是简单的线性关系, 比如Ref 和Shapira认为期望落差和期望顺差对企业是否进入新领域存在倒U型关系[73], 而在本文中期望落差的调节效应并不显著, 因此, 是否期望落差和期望顺差的二次方存在显著的调节效应呢？通过敏感性检验进一步控制了期望落差的平方项、期望顺差的平方项在家族控制与企业绿色责任之间的调节效应, 回归结果见表7.结果发现, 期望顺差的一次调节效应依旧显著, 而无论是期望落差本身, 还是期望落差的二次方, 其对家族控制与绿色责任关系的调节效应都不显著, 论证了调节效应的稳健性.

表7 敏感性分析

续表7

4 结束语

尽管绿色环保、可持续发展等模式受到越来越多的关注, 但仍存在许多问题亟待解决, 其中就有很多问题是工业和商业活动的直接结果, 因此, 企业履行绿色责任的问题有着相当的讨论意义.原则上, 企业更多地履行绿色责任可以减少对社会和环境的负面影响, 并促进可持续发展, 但是, 在实践过程中, 企业是否选择履行绿色责任以及在多大程度上履行绿色责任是在一定的经济竞争力和社会商业环境的背景下进行的.这就存在一个问题: 是什么决定了企业去较多地履行绿色责任？从社会情感财富和家族企业决策参考点两个视角出发, 并基于制度逻辑的研究框架, 探讨了家族控制能力和控制意愿对企业绿色责任的影响, 并进一步分析了经济期望的调节作用, 利用2010年～2016年中国上市家族企业的数据, 研究发现, 家族控制能力越强, 或家族企业具有传承意愿时, 企业履行绿色责任的程度越高, 但上述作用在不同的经营期望水平上会有所差异, 只有当企业处于期望顺差状态时, 家族控制能力以及家族传承意愿对企业绿色责任的关系才会更加显著.

研究贡献主要体现在以下几个方面: 第一, 丰富了社会情感财富的相关研究.之前有关家族企业的研究大都将社会情感财富作为“黑箱”来探讨社会情感财富保护的动机对企业决策的影响作用, 然而, 在不同的家族企业中, 这种社会情感财富无论是在存量还是在实现程度上都存在一定的差异, 根据De Massis等提出的“能力和意愿(ability and willingness)”的构念[18], 发现家族对企业行为的影响是基于这种“能力”和“意愿”实现的.实际上, 在企业不同发展阶段, 家族对不同维度的社会情感财富的偏好也会随之改变, 只有理解在什么样的情况下, 家族企业能够实现其社会情感财富保护的动机, 才能够更好地理解非经济目标在家族企业战略制定过程中的重要作用.第二, 丰富了制度逻辑的相关研究.制度逻辑的研究框架认为“家族逻辑”和“企业逻辑”构成了社会中两种截然不同的基本制度秩序, 并且共存于家族企业中[40], 而这两种逻辑如何影响家族企业的决策却没有得到足够的探讨.通常而言, 家族企业的决策会更多地依赖于“家族逻辑”, 但这一逻辑并不是固定不变的, 当企业面临不同的经营期望时, “家族逻辑”会随之增强或减弱, 研究成果丰富了制度逻辑框架在家族企业中的应用, 从而有助于更好地理解家族企业的行为决策.

但仍旧存在一些暂时无法深入探讨的问题和研究的局限性, 比如: 虽然从多角度检验了家族企业的异质性对企业绿色责任的影响作用, 但家族异质性还可能体现在许多方面, 比如企业的社会资本、耐心资本以及企业中的家族文化等等[59], 建议未来的研究可以结合问卷数据等方式挖掘出更多的家族企业异质性问题, 并实证分析不同类别家族企业异质性如何影响家族企业的行为决策, 以及不同类别的异质性之间的交互作用对家族企业行为决策的影响.另外, 本研究考察了经济期望的调节作用, 但经济期望只是家族期望的一种, 除了经济期望之外, 家族期望还包含了多个方面, 比如人丁兴旺、家族和谐等, 而这些不同维度的家族期望如何影响企业的绿色责任却少有学者研究.但这些问题在中国的情境下具有较大的实际意义, 众所周知, 中国的“家”文化氛围较重[60], 因此, 当家族企业更看重人丁兴旺或家族和谐等这些家族内部的期望时, 家族企业还会努力去满足外部利益相关者的诉求吗？这些问题都值得在今后的研究中进一步探讨.