政治关联与企业绩效的实证关系研究论文

政治关联与企业绩效的实证关系研究论文（共8篇）

政治关联与企业绩效的实证关系研究论文 篇1

一、引言

政府与企业的关系自20世纪90年代以来一直是学者们研究的热门话题。由于我国正处于经济“转轨”时期，制度尚不健全，所以不少企业仍然“政企不分”，政治关联在我国企业中具有一定的普遍性。从政府方而看，政治关联使得政府能对企业进行掌控;从企业方而看，政治关联是政府与企业之间沟通的渠道，企业可以由此获得政府的相关支持与帮助。很多学者从不同方而论述了政治关联与企业的关系以及企业建立政治关联的具体影响。比如Roberts (1990) Foilsman 认为政治关联会对公司的股价造成影响;Faccio ()，吴文峰()等认为政治关联可以带来税收减免;于蔚()认为政治关联可以给企业带来相关的资源。

与上述文献相左，一些学者提出了不尽相同的观点。Heifer, Vishnu ()认为政治关联偏离了企业价值最大化。Joseph fan等()发现在国有企业中，高管大多由政府任命，他们承担一些社会性功能，政府的长期负而影响降低了股东支付高股价的意愿，并且这些高管大都没有专业知识，企业治理水平低下，企业的长期绩效就会比较差。Classes等()指出政治关联导致银行信贷资源错配。张敏()进而指出有政治关联的企业更容易获得长期贷款，但是获得贷款后他们更容易进行过度投资，贷款对政治关联企业产生了负而影响。

根据以往的文献，本文将对新疆上市企业的政治关联对企业绩效的影响进行实证研究。本文假设:政治关联与企业绩效正相关。

二、研究设计

(一)样本选择与数据来源

本文选取1月到12月在沪深交易所上市的新疆上市公司为研究样本。数据来源于深圳国泰安信息技术有限公司CSMAR数据资料库。对样本数据进行了如下筛选::1剔除金融性公司;2剔除连续亏损的企业(ST,PT公司);3剔除高管个人信息披露过少的企业。本文选取了34家样本公司，其中有政治关联的是22家，占总样本比例64. 7 % 。

(二)因变量的`选取

一般对于企业绩效的考虑通常包括市场和财务两个方面，有公司盈利能力、发展能力和竞争力等多个指标。

1会计类绩效指标

在有关绩效的实证研究中，一般有多个会计指标，包括总资产收益率(ROA)、利润增长率(EARN)、净资产收益率(ROE)、销售利润率(ROS)等。

2市场类绩效指标

实现股东价值最大化是企业经营的重要目标，通常股票的市场价格是最能体现股东价值的指标。在实证研究中，有的学者用值作为市场指标来衡量绩效;有的采用市场超额累计收益率或买入并持有收益率进行度量。本文参考以往文献选择会计指标资产收益率( ROA)来度量企业绩效。

(三)解释变量的定义及度量

对政治关联的定义和度量，通常以高管政治背景作为代理变量。国外企业的研究中，Roberts (1990)以企业在政治竞选活动的捐款来衡量企业的政治关联;Fan等(2007)以CEO的政治身份来界定政治关联，只要企业的CEO曾经或目前在政府部门任职，则企业具有政治关联;Faccio (2006)以公司的控股股东或高管具有政府工作经历，或跟某位政府官员、国会议员或政党有紧密联系来界定政治关联。国内市场的研究中，吴文峰等(2008)把政治关联定义为，企业的董事长或总经理曾在政府或军队等其他部门任过职。

对于政治关联的度量，国内学者一般都采用哑变量有政治关联的为1，也有学者通过构建政治影响力指数来衡量企业政治关联的强度王庆文和吴世农，2008，但这种做法主观性太强，一般不被采用。本文是找出董事会成员以及高管的资料，然后查找他(她)是否为人大代表、政协委员或在政府部门任职或者曾经为人大代表、政协委员或在政府部门任职对新疆企业的政治关系进行刻画。本文定义的新疆上市公司的政治关联用以下方法来度量:整体政治关联哑变量POL，如果在企业董事会成员以及高级管理人员中，如果现任/曾任职于政府部门、军队，或者现任/曾任人大代表、政协委员，则该企业的POL为1，否则为0。

1 在全样本中，ROA均值为0. 2897 ,

大于非政治关联组(0. 0000)而小于政治关联组(0. 0448)的绩效。将政治关联组与非政治关联组相比较可以看出政治关联组的企业绩效的极大值(0. 1630 )、极小值(0. 0480 )、均值(0. 0448 )、标准差(0. 0618)均大于非政治关联组企业绩效的极大值(0. 0930 )、极小值( - 0. 1730 )、均值(0. 0000 )、标准差(0. 0517 )，由此可知在新疆上市公司中的政治关联企业的绩效高于非政治关联企业的绩效，原因可能是由于政治关联使企业获得更多银行贷款和更长的贷款期限，可以为企业带来税收减免、融资优惠，进入管制行业，获得政府救助等。

2实证分析结果

中数据是两变量之间的Pearson系数，可以看到变量POL与变量ROA之间的系数为0. 0370，显著性为0. 031，说明政治关联对企业绩效有正效应影响，且在5%的水平内显著。说明本文的假设1成立，即从整体来看，企业高管的政治关联可以提高企业的绩效。

三、结论及建议

政治关联与企业绩效的实证关系研究论文 篇2

政府与企业的关系自20世纪90年代以来一直是学者们研究的热门话题。由于我国正处于经济“转轨”时期, 制度尚不健全, 所以不少企业仍然“政企不分”, 政治关联在我国企业中具有一定的普遍性。从政府方面看, 政治关联使得政府能对企业进行掌控;从企业方面看, 政治关联是政府与企业之间沟通的渠道, 企业可以由此获得政府的相关支持与帮助。很多学者从不同方面论述了政治关联与企业的关系以及企业建立政治关联的具体影响。比如Roberts (1990) , Fisman (2001) 认为政治关联会对公司的股价造成影响;Faccio (2006) , 吴文峰 (2009) 等认为政治关联可以带来税收减免;于蔚 (2012) 认为政治关联可以给企业带来相关的资源。

与上述文献相左, 一些学者提出了不尽相同的观点。Shleifer、Vishny (1998) 认为政治关联偏离了企业价值最大化。Joseph fan等 (2007) 发现在国有企业中, 高管大多由政府任命, 他们承担一些社会性功能, 政府的长期负面影响降低了股东支付高股价的意愿, 并且这些高管大都没有专业知识, 企业治理水平低下, 企业的长期绩效就会比较差。Claessens等 (2008) 指出政治关联导致银行信贷资源错配。张敏 (2010) 进而指出有政治关联的企业更容易获得长期贷款, 但是获得贷款后他们更容易进行过度投资, 贷款对政治关联企业产生了负面影响。

根据以往的文献, 本文将对新疆上市企业的政治关联对企业绩效的影响进行实证研究。本文假设:政治关联与企业绩效正相关。

二、研究设计

(一) 样本选择与数据来源

本文选取2009年1月到2013年12月在沪深交易所上市的新疆上市公司为研究样本。数据来源于深圳国泰安信息技术有限公司CSMAR数据资料库。对样本数据进行了如下筛选:1.剔除金融性公司;2.剔除连续亏损的企业 (ST、PT公司) ; (3) 剔除高管个人信息披露过少的企业。本文选取了34家样本公司, 其中有政治关联的是22家, 占总样本比例64.7%。

(二) 因变量的选取

一般对于企业绩效的考量通常包括市场和财务两个方面, 有公司盈利能力、发展能力和竞争力等多个指标。

1.会计类绩效指标

在有关绩效的实证研究中, 一般有多个会计指标, 包括总资产收益率 (ROA) 、利润增长率 (EARN) 、净资产收益率 (ROE) 、销售利润率 (ROS) 等。

2.市场类绩效指标

实现股东价值最大化是企业经营的重要目标, 通常股票的市场价格是最能体现股东价值的指标。在实证研究中, 有的学者用Tobin’s Q值作为市场指标来衡量绩效;有的采用市场超额累计收益率或买入并持有收益率进行度量。本文参考以往文献选择会计指标资产收益率 (ROA) 来度量企业绩效。

(三) 解释变量的定义及度量

对政治关联的定义和度量, 通常以高管政治背景作为代理变量。国外企业的研究中, Roberts (1990) 以企业在政治竞选活动的捐款来衡量企业的政治关联;Fan等 (2007) 以CEO的政治身份来界定政治关联, 只要企业的CEO曾经或目前在政府部门任职, 则企业具有政治关联;Faccio (2006) 以公司的控股股东或高管具有政府工作经历, 或跟某位政府官员、国会议员或政党有紧密联系来界定政治关联。国内市场的研究中, 吴文峰等 (2008) 把政治关联定义为, 企业的董事长或总经理曾在政府或军队等其他部门任过职。

对于政治关联的度量, 国内学者一般都采用哑变量 (有政治关联的为1, 否则为O) , 也有学者通过构建政治影响力指数来衡量企业政治关联的强度 (王庆文和吴世农, 2008) , 但这种做法主观性太强, 一般不被采用。本文是找出董事会成员以及高管的资料, 然后查找他 (她) 是否为人大代表、政协委员或在政府部门任职或者曾经为人大代表、政协委员或在政府部门任职对新疆企业的政治关系进行刻画。本文定义的新疆上市公司的政治关联用以下方法来度量:整体政治关联哑变量POL, 如果在企业董事会成员以及高级管理人员中, 如果现任/曾任职于政府部门、军队, 或者现任/曾任人大代表、政协委员, 则该企业的POL为1, 否则为0。

(四) 实证模型

本文用以下模型的回归来分析政治关联对企业绩效的影响:

(五) 实证分析及结果

1.政治关联与企业绩效描述性统计 (见表2)

从表2可以看出, 在全样本中, ROA均值为0.2897, 大于非政治关联组 (0.0000) 而小于政治关联组 (0.0448) 的绩效。将政治关联组与非政治关联组相比较可以看出政治关联组的企业绩效的极大值 (0.1630) 、极小值 (-0.0480) 、均值 (0.0448) 、标准差 (0.0618) 均大于非政治关联组企业绩效的极大值 (0.0930) 、极小值 (-0.1730) 、均值 (0.0000) 、标准差 (0.0517) , 由此可知在新疆上市公司中政治关联企业的绩效高于非政治关联企业的绩效, 原因可能是由于政治关联使企业获得更多银行贷款和更长的贷款期限, 可以为企业带来税收减免、融资优惠, 进入管制行业, 获得政府救助等。

2.实证分析结果

注:*在0.05水平 (双侧) 上显著相关

表3中数据是两变量之间的Pearson系数, 可以看到变量POL与变量ROA之间的系数为0.0370, 显著性为0.031, 说明政治关联对企业绩效有正效应影响, 且在5%的水平内显著。说明本文的假设1成立, 即从整体来看, 企业高管的政治关联可以提高企业的绩效。

四、结论及建议

本文以新疆34家上市公司为研究样本, 构建回归模型, 实证检验了政治关联对企业绩效的影响, 得出以下结论:从整体来看, 企业政治关联与公司绩效呈现正相关的关系, 说明企业通过建立政治关联, 可以为公司带来益处, 使公司绩效得到提高。因此企业在合法的情况下与政府部门建立良好的关系, 积极配合政府的工作, 可以避免自身利益受到不必要的损害, 甚至能够获得一定的支持与帮助。

摘要：目前很多学者从不同角度对政治关联与企业绩效的关系进行研究, 结论各不相同。以新疆上市企业为样本, 通过实证研究政治关联对上市公司绩效的影响, 结果表明:政治关联企业的绩效高于非政治关联企业的绩效, 政治关联企业可以得到更多的资源和政府的支持与帮助。

关键词：政治关联,企业绩效,新疆,上市公司

参考文献

[1]Roberts, B.E.A Ddead Senator Tells No Lies:Seniority and the Distribution of Federal Benefits[J].American Journal of Political Science, 1990 (34) :31-58.

[2]Fan J.P.H, Wong T.J, Zhang T.Politically-connected CEOs, Corporate Governance and Post-IPO Performance of China’s Newly Partially Privatized Firms[J].Journal of Financial Economics, 2007, 84 (2) :330-357.

[3]余明桂, 潘红波.政治关系、制度环境与民营企业银行贷款[J].管理界, 2008 (8) :9-21.

[4]吴文锋, 吴冲锋, 刘晓薇.中国民营上市公司高管的政府背景与公司价值[J].经济研究, 2008 (7) :130

政治关联与企业绩效的实证关系研究论文 篇3

关键词：企业社会责任；企业绩效；倾向得分匹配

近些年来，企业社会责任逐渐成为学术界和实务界的热点问题。企业履行社会责任虽然可以为社会带来贡献，但是对于一个企业来说，追求经济利益才是其最根本的目的。倘若履行社会责任影响到了企业的经济利益，那么将会成为企业的负担。因此，企业履行社会责任将涉及到资源配置的问题，正如施密斯所说，企业社会责任不仅是“要做的正确的事”，而且是“要做的巧妙的事”。目前尽管有大量研究在关注企业社会责任与企业绩效的关系，但是直到现在，学术界关于企业承担社会责任对企业绩效影响的讨论仍然没有定论。而且中国与西方发达国家经济社会发展水平存在差异，以西方发达国家为背景的研究结论是否能够适用于我国还有待考究。因此，有必要在中国背景下针对这一问题进一步展开探讨。

一、文献回顾与假设

目前关于企业社会责任与企业绩效之间关系的实证研究数量较多，认为二者之间存在正相关、负相关甚至不相关的学者均存在。从数量上来看，结论为正相关关系的文献占据了多数。对此持支持观点的学者认为，企业履行社会责任是与利益相关者建立良好关系的方式之一。因为其能够帮助企业树立良好的道德形象，更容易获得利益相关者的合作和支持，进而获得企业发展所必需的重要资源。例如员工如果觉察到自己所在的公司是富有道德感的，便会对其产生认同，进而为公司发展做出更多努力（Greening&Turban，2000）；消费者也更加愿意购买履行了社会责任的企业的产品，因为这可能与自身的价值观相吻合，消费者忠诚度也会提高（Lichtenstein，2004）；甚至创造意外机会，例如政府可能会在向企业征收各项税费时有所减免并给予有利的政策支持，因为企业履行社会责任的行为向政府发出信号，表明企业真诚地处理利益相关者的需求。综上所述，我们提出

二、研究设计

（一）研究方法

为了准确测度企业履行社会责任与否对绩效的影响，过去的研究大多使用的是多元线性回归的方法。这种方法虽然能够控制较多的变量，但是却存在样本自选择问题，因为履行社会责任的企业本身就多为业绩良好的企业，而且两组企业的特性存在很大差异时，线性回归的方法是有偏的。因此更加准确的估计方法应当是对比一个企业在履行了社会责任和未履行社会责任两种情况下，其绩效的差异。但是现实中不可能同时观察到一个企业在这两种状态下的结果，即典型的反事实假设，因此我们需要寻找一个替代企业，其除了未履行企业社会责任以外，其他特征与履行企业是一样的，对比这两个企业的绩效差异即可。但当存在较多的影响因素时，这个配对的过程将非常复杂耗时。因此，Rosenbaum和Rubin（1983）提出了倾向得分匹配法，其可定义成“在既定的可观测特征条件下，基于参与者的条件概率（即倾向得分）来匹配处理组和控制组的一种算法”。具体而言，首先PSM使用Logit或Probit回归将影响企业是否履行社会责任的因素浓缩成一个得分因子：

其中z为影响企业是否履行企业社会责任的因素，PS为企业履行社会责任的概率，即倾向得分（Propensity Score）。然后按照倾向得分在履行组和未履行组的企业样本中找出最为相似的对象进行匹配，并根据Becker和Ichino（2002）的公式得出履行企业社会责任对企业绩效的平均影响（average effect of treatment on the treated，ATT）。

其中，y1i和y0i分别代表i公司履行和未履行社会责任。

（二）样本选择

本文选取2012年我国股票市场中的上市公司为研究对象，其中履行社会责任的公司为处理组，未履行的公司为对照组。企业社会责任数据来自于国泰安企业社会责任数据库，研究所需其他财务数据均来自国泰安数据库。首先我们删除了ST、PT开头的公司；其次，由于金融行業的特殊性，本研究将金融行业的样本公司排除在外。经过删选后，本文共得到处理组样本567家，对照组样本1812家，合计2379家。

企业绩效的操作变量我们选择Tobin’Q值，选择这一指标衡量企业绩效的原因是我国资本市场正逐渐走向成熟，Tobin’Q的应用也越来越广泛。另外，为了检验结论的稳健性，我们用ROA和ROE分别进行替代检验。

三、实证分析结果

倾向得分匹配法主要分为两个部分。第一部分是筛选特征变量，计算倾向得分值；第二部分是根据得分值在未履行组中虚拟一组与履行组特征最为相似的公司进行配对，计算ATT效应。

（一）倾向得分值的计算

倾向得分（PS）值的计算需要根据企业特征对各个样本企业进行打分。通过对已有文献的归纳整理，我们初步选择了企业规模（size，总资产合计数取对数）、企业产权性质（state，虚拟变量，国有企业=1，其他企业=0）、企业成立年限（age）、股权集中度（h5，前五大股东持股比例）、Z指数（Z，第一、二大股东持股比例之比）、是否董事长和总经理两职合一（heyi，虚拟变量，是=1，否=0）、独立董事比例（duli，独立董事人数/董事会总人数）、流动比率（liq，流动资产/流动负债）、资产负债率（assdebt，总资产/总〖JP3〗负债）、财务杠杆（lev）、留存收益比例（retain，留存收益/总资产）、营业收入（income，营业收入取对数）、上一年度的ROA（roa2011）作为特征变量；另外，公司所属行业也可能会影响社会责任的履行，因此也将行业虚拟变量加入估计模型。〖JP〗

但上述变量只是我们初步选定的可能会影响企业社会责任履行的特征，我们还需要进一步从中筛选出对企业社会责任履行具有显著影响的主要特征变量。由于是否履行社会责任是一个二值变量，即履行=1，不履行=0，因此我们选用Logit模型进行估计。为了筛选出具有显著影响的特征变量，我们依次将上述变量中的全部或部分作为自变量进行回归，观察其系数的显著性。经过多次测试之后，我们最终选取了企业规模、企业产权性质、股权集中度、独立董事比例、独立董事比例二次方、独立董事比例三次方、留存收益比例、上一年度ROA作为匹配特征变量，并控制了行业因素。

（二）ATT效应的计算

进行样本匹配并比较的方法有多种，本文采用最近相邻匹配法进行匹配，结果见表1。我们可以看出，履行社会责任能够显著提高企业的绩效，对Tobin’Q和ROA的ATT平均处理效应分别为0.0902和0.0083，且均在10%的水平下显著。这一结果支持了假设1。

四、结论与讨论

本文运用倾向得分匹配（PSM）方法探究了企业社会责任对企业绩效的影响。研究发现，履行企业社会责任能够显著提高企业的绩效，包括Tobin’Q和ROA，但对ROE的提升效应不明显。

本文的贡献主要有以下几点：首先，现有关于企业社会责任对企业绩效影响的研究多采用多元回归分析的方法，因而存在样本选择偏误的问题。本文所采用的倾向得分匹配法克服了这方面的缺陷，使得样本的选择更加科学，结果更加具有说服力。其次，本文的研究背景为中国企业，丰富了已有文献多以发达国家为背景的研究成果。

本文的结论对于企业更好地实施企业社会责任活动并披露相关信息具有重要的启示作用：从总体上来说，履行企业社会责任对企业绩效是有益的，企业应当积极承担企业社会责任并将相关信息向公众进行批露，从而建立起良好的企业形象。（作者单位：武汉大学）

参考文献：

[1]Lichtenstein D R，Drumwright M E，Braig B M.The Effect of Corporate Social Responsibility on Customer Donations to Corporate-Supported Nonprofits[J].Journal of Marketing，2004，68（4）：16-32.

[2]刘凤军，李辉.社会责任背景下企业联想对品牌态度的内化机制研究——基于互惠与认同视角下的理论构建及实证[J].中国软科学，2014（3）：99-118.

[3]朱乃平，朱丽，孔玉生，沈阳.技术创新投入、社会责任承担对财务绩效的协同影响研究[J].会计研究，2014（2）：57-63.

乃至普通群众也如此。

政治关联与企业绩效的实证关系研究论文 篇4

进入21世纪,企业面临着高度动态性和不确定性的外部环境,集中体现在技术进步快和扩散频率高、知识密度大和信息化程度高等。

这种高度动态性和不确定性给企业带来很大的机遇和挑战:企业内外部环境的变化,使得企业必须面对和适应这种动态性和不确定性,而企业内部原有不合理的路径依赖在一定程度上降低了企业对环境变化的适应能力。企业的能力差异和不同类别的能力,以及各种不同的资源,都具有不同的柔性。这种柔性强度的差别将对企业能否及时适应环境,进而对企业绩效产生影响,因此强调企业资源的可调整性和灵活性(即柔性),并以此来应对外部环境变化的战略柔性研究,得到了极大的重视和发展———对于何种类型的柔性资源和能力对企业绩效产生何种影响的研究具有现实的价值和意义。理论分析与研究假设

1.1 战略柔性理论研究

企业战略柔性的系统研究始于生产制造领域,以制造柔性为中心,逐步扩展到其他领域柔性。不同学派对战略柔性进行了不同角度的研究:权变理论[1]认为,战略柔性是与管理行为、管理方法和其所处的环境特点密切相关的、根据变化而变化着的战略;行为科学理论[2]认为,战略柔性是以人为核心,重视人的因素,对于不同的人施以不同的管理方法,以增强管理的柔性因素;动态能力理论[3]认为,战略柔性是组织开发和培育在现在和将来具有普遍有效性的战略资源和动态能力的一种管理能力;组织学习流派[4]认为,组织学习的目的是为了提高组织的适应性和效率,组织学习实际上是增强战略柔性的过程。

国内学者简兆权等[5]探讨了战略柔性对战略管理的意义、核心能力对战略柔性的影响,并提出了基于核心能力的战略柔性实现模型,使企业的战略管理在核心能力的基础上通过4类策略实现柔性化。张灿等[6]在资源观的基础上探讨了新的竞争环境对竞争优势的影响,分析比较了不同学者对持续竞争优势的观点,对新竞争环境下的持续竞争优势作出了重新界定,指出战略柔性是企业应对不确定环境的关键所在。易磊等[7]通过基于资源的竞争优势构建和基于能力的竞争优势构建的分析,提出了基于资源和能力的战略柔性构建的内涵和方法。侯玉莲[8]提出企业要根据外部环境以及内部结构特征,构造适合本企业的战略柔性增强途径:以外部环境的不确定性为导向,以影响柔性因素的内部结构体系为基础,以结构调整的变革成本为依据,从降低变革成本的因素中归纳出有效的增强战略柔性的途径。由此可以看出,国内学者的研究仍然局限于理论分析,较少将理论应用于企业的实践中。

国外学者对战略柔性做了大量研究,大致可分为两大类:①从研究制造柔性出发,将企业的制造柔性视为企业的优势资源,强调战略柔性就是战略对制造柔性的引导功能[9]。②从战略管理的角度出发,指出战略的形成必须适应环境的变化,即战略必须具有灵活性,这种灵活性主要体现在战略计划的适时调整性及企业内部对这种调整的适应性,把战略柔性定义为企业通过主动的或反应性的方式对市场机遇或威胁做出迅速回应,以达到降低管理风险或不确定性的能力[10]。

EPPINK[11]尝试性地探讨了战略柔性计划问题,指出环境越不确定,组织就越需要柔性作为长远计划的补给,战略柔性就是一个组织面对未来战略变革而减少损失的典型特征。

CHAKRAVARTHY[12]认为,战略柔性是企业持续地适应环境改变的能力。HARRIGAN[13]实证研究了在企业联盟和垂直整合企业的相对柔性来应对外部需求变化,EVANS[14]进一步分析了企业中的战略柔性问题,定义战略柔性为帮助重新定位条件变化的能力,柔性是规划战略、结构和方案不可或缺的特性。SANCHEZ[15]首次明确采用战略柔性这一术语来阐述企业在动态竞争环境下,企业怎样适应外部需求的变化的能力。AAKER等[16]则把资源竞争理论延伸到动态竞争背景下,提出了“动态能力”的观点,动态能力是指企业保持或改变其作为竞争优势基础能力的能力。1999年,在哈默等[17]以《战略柔性:变革中的管理》为题出版的论文集中,强调战略决策的动态性和途径依赖特征,并不是要求经理们或战略研究者放弃环境影响分析的研究,而是需要我们对过去已经做过的、现在所面临的和决定未来竞争地位的战略决策的复杂性和依存性进行更多的研究。要把重点放在管理思维、组织的学习能力、构造战略途径并提高创新能力的规程上,这些因素对于企业获取竞争优势和长远的生存能力尤为重要。

SANCHEZ[18]认为,战略柔性包括资源柔性和协调柔性两部分。资源柔性的要素可以用资源潜在用途的3个维度来描述:①资源的有效使用范围;②资源移做他用所需的时间;③资源移做他用所需的成本和难度[13,14]。协调柔性是企业把柔性资源应用到各种替代性的战略用途过程中,体现出的协调能力,它通过重新确定资源配置方向、重新构造并配置资源用途等方式实现。协调柔性也包括3个重要维度:①确定资源使用的范围;②识别并建立能应用于战略转换的资源链;③通过组织系统和过程来配置资源,以达到将可获取的资源运用于目标用途的目的。协调柔性主要反映了企业定义、识别和配置现有资源的过程[18,19]。

根据动态能力理论,培养能够适应快速多变环境的能力是企业获取竞争优势的关键[20]。

动态能力学派把战略柔性划分为资源柔性和能力柔性。能力柔性是指企业在应对环境变化的过程中,采用探索性的方式发现新资源并整合、配置它所拥有的各种资源,以使资源发挥更大的价值。它本质上体现为企业对机会的识别和把握,以及企业对环境变化做出反应的时间和成本。能力柔性更能反映企业如何获取新资源的能力,也能体现出企业在快速多变的环境中如何利用资源开展创新,并获取收益的能力[19]。

不同企业具有不同的战略柔性,而战略柔性的关键是与组织愿景、价值观和战略相适应的知识、技能和能力,是以一定方式组合在一起的知识、技能和能力群,即对知识、技能和能力的应用能力,是一种能使企业获得持续竞争优势,以创新为动力源的动态知识、技能和能力系统。学习型组织通过不断的学习,不断巩固和增强组织的战略柔性,不断创新、培育新的能力,完成竞争能力的主动性改变,保持企业的竞·389·争优势。战略柔性能够加强企业的核心竞争能力,也体现出能力柔性的重要性。资源的使用如何创造出更高的价值、更高的效率,需要企业对资源进行柔性化。

通过上述文献的梳理,可以发现战略柔性的研究仍然存在一些不足:过多地偏重于制造柔性,缺乏将理论和实践结合的验证,即战略柔性研究偏重理论上的,实证分析很少,特别缺乏对企业的绩效产生影响的证实。本文研究了战略柔性对企业绩效的影响,从实证角度进行了分析,采用结构方程模式验证了能力柔性和资源柔性对企业绩效的作用。

1.2 研究假设

战略柔性实质上是企业充分合理地利用各种资源,经济有效地应对环境变化的能力,包括以不变应万变或快速地适应与有效地影响环境的能力。显然,这种能力离不开富有柔性的核心能力和有效资源利用的支撑。

战略柔性对企业绩效的影响作用是在竞争中通过建立市场竞争优势、技术竞争优势和整合竞争优势来实现的。

(1)资源柔性和企业绩效关系 增强企业的资源柔性是以提高资源的适应范围来增加企业在环境变化时的选择权,支持企业以较小的成本和较短的时间转变经营策略。企业不同资源的适用范围与可调整性存在差异,如专用性资产的可调整性比较弱,不合理路径依赖较强,而具有多种用途的设备可调整性强,柔性较高;

具有技术、管理等多种能力的综合性人才适应的工作范围比一般员工要广泛,更具柔性。资源的适用性可以从3个方面来衡量:资源的有效使用范围、资源移作他用所需的时间和发生的费用。柔性制造系统、用途广泛的技术知识等柔性资源,不仅具有多种用途,而且可以快速、廉价地从一种用途转换到其他用途。对于非制造系统企业也同样具有类似功能,资源范围有效性越大,转换过程时间越短,效率就越高;转换的成本越低,自然相应地增加了企业的效益。资源柔性可以包括人力资源柔性、信息技术资源柔性、物质资源柔性等方面。例如,人力资源柔性化[21],信息技术[22]促使组织更有效率。资源柔性的不同表现形式对组织的效率将有不同的作用,资源柔性化程度越高,企业的绩效越好,因此得到以下假设:假设1 资源柔性对企业绩效有着正向的促进作用。

(2)能力柔性与企业绩效关系 企业能力柔性是指企业在应对环境变化的过程中,采用探索性的方式发现新资源并整合、配置企业所拥有的各种资源,以使资源发挥更大的价值。

能力柔性是企业在动荡环境中适应环境变化、利用环境变化及主动制造变化从而把握先机的能力。

能力柔性本质上体现为企业对机会的识别和把握,以及企业对环境变化做出反应的时间和成本。能力柔性不仅强调企业在快速多变或不确定环境中,整合并配置现有资源以创造企业价值的能力,更强调企业如何通过发现新资源或现有资源的新用途,降低创新所需的时间和成本以及进入新的市场环境等手段,有效地识别并把握商机,进而成为行业领先者。能力柔性又可以分为核心能力柔性与一般能力柔性,由于核心能力柔性化克服了组织不合理的刚性和路径依赖,通常认为企业具备独特的、不可模仿的核心能力对企业的绩效具有深远影响。显然核心能力对于绩效提升具有显著意义[23],由此提出如下假设:假设2 能力柔性对企业绩效有着正向的促进作用。基于以上假设,构建图1所示的概念模型。研究过程

2.1问卷设计

从文献分析得知,目前对于战略柔性的研究,最有说服力的是把战略柔性划分为资源柔性和能力柔性,所以本文对战略柔性的测量基于资源柔性和能力柔性2个方面设计相应的指标体系。

对于资源柔性,按照学术界公认的描述其柔性高低的3个维度来测量:①资源的有效使用范围的大小;②资源移作他用所需要的时间;③资源移作他用所需要的成本。对于能力柔性的测量,主要体现在:①企业对机会的识别和把握;②企业对环境变化做出反应的时间和成本,同样可以从3个维度来反映,即企业在动荡环境中适应环境变化、利用环境变化及主动制造变化从而把握先机的能力大小(见表1)。

平衡计分卡是围绕企业战略目标而对企业展开评价的有力工具。企业绩效通常包括财务绩效与非财务绩效,而平衡记分卡在评价企业时能兼顾财务绩效与非财务绩效。本文使用平衡记分卡工具测度企业绩效,从财务、顾客、内部过程、学习与成长4个维度来设计企业绩效的观测指标体系,使用时对每一个方面建立相应的目标及衡量该目标的指标(见表2)。

本研究的问卷共分为3个部分:①对问卷的说明以及问卷作答的提示;②问卷主体,包括受访者对本企业战略柔性和整体绩效4部分的评价;③基本信息包括企业名称、所处行业和填表人信息等。问卷主体部分主要采取Likert 5级评分法,由受访者对问卷中有关战略柔性和企业绩效的描述进行打分,共分5个等级,即“非常不同意、不同意、中立、同意、非常同意”,或“很低、比较低、一般、比较高、很高”,分别赋值1、2、3、4和5。

2.2 问卷预测和数据收集

为了对以上假说模型进行科学合理的实证分析,在正式调查之前,通过哈尔滨工业大学EMBA班的部分学员进行了预测试,因为EM-BA学员绝大多数是企业的中高层管理者,对他们进行问卷测试,比较有针对性。然后根据反馈的结果对问卷进行了调整和完善。由于问卷主要涉及企业的战略柔性及企业绩效,所以被调查者为企业的中高层管理者,被调查者根自己的实际感知,以Likert 5级量表为基础,对各项指标进行评价。随机选取36位EMBA学员进行试测,测试结果题目经过检测均符合信度、效度要求,对其中一些题目语言表达方式进行了调整。在实际测试过程中,事先经过电话沟通,再采用修正的问卷邮寄来获得可靠的数据。本次调查共邮寄问卷280份,调查了哈尔滨、甘肃、天津、北京、沈阳等地的部分企业(见表3),涵盖了制造、电子、能源、医药等行业(见表4)。本次调查共收回问卷230份,其中有效问卷175份,问卷回收率为82.1%,有效回收率为62.5%。

2.3 研究方法

研究运用统计学的相关理论知识,通过SPSS 17.0和AMOS 17.0软件进行统计分析,根据结构方程模型的要求,经验规则认为样本量必须是观测指标总数的10倍以上,统计分析结果才比较科学。本次研究的具体模型见图1,问卷中共涉及3个潜在变量、10个观测指标,有效样本量为175,满足结构方程要求。

首先用SPSS软件对问卷进行初步分析,从单变量分析到复杂的多变量分析;通过SPSS分析验证了数据的效度;结合SPSS和AMOS进行了信度检验;然后又借助于AMOS软件,利用基于最大似然估计法的结构方程模型对整个模型的拟合优度和模型中的每条路径进行了分析和验证。

2.4 研究过程

对所收集的数据进行描述性统计分析,结果见表5。可见,被调查的样本在测量指标的均值都介于3.0~4.1之间,从标准差来看,各变量的差异不大,表明被调查者对于问卷中所测试内容的态度趋于一致。样本数据的KMO测度为0.788;巴特利球体检验的χ2=404.497,df=91,Sig.=0.000;量表的Cronbach’sα系数见表6,均说明此次问卷调查的样本和题项是符合要求的。

表5 指标的平均值和标准差

指标均值标准差Z13.139 9 0.915 5资源柔性Z23.878 0 0.625 0Z33.684 5 0.812 6N13.559 5 0.813 0能力柔性N24.080 4 0.484 2N33.711 3 0.669 0J13.374 3 0.759 9企业绩效J23.693 5 0.661 0J33.305 4 0.762 2J43.416 7 0.858 2表6 量表的Cronbach’sα系数因子Cronbach’sα值题项数目量表Cronbach’sα值资源柔性0.785 3能力柔性0.993 3 0.921企业绩效0.743 4 通过SPSS软件分析检验了模型中3个变量的结构有效度和可信性,分析结果见表7。

变量的因子负荷均达到0.5以上,这些变量的效度检验是符合要求的[24]。同时还可看出,本研究所有指标的因子负荷量都大于0.5,所选取指标对每个变量的累积解释度都大于41.3%,这表明各个变量所选取的因子是有效的。

变量变量所含指标数因子最小负荷量累计解释度/%资源柔性3 0.557 43.6能力柔性3 0.563 41.3企业绩效4 0.711 55.6 根据Nunnally测量尺度可以按其相应的信度系数分为高一致性、中一致性和低一致性:接近0.90的信度系数可以视为一致性水平非常好;接近0.70的信度系数视为一致性较好;

接近0.30的信度系数视为一致性水平较低[25]。

一般情况,复合信度认为达到0.50即可表示测量工具在反映真分数时能够得到基本的稳定性[26],但是也有学者建议潜在变量的复合信度最好在0.60以上[27]。表8显示所有潜在变量的复合信度值明显大于0.70,表明了测量模型具有较好的信度,满足模型的测量要求,因此可以使用以上变量做进一步的结构方程分析。

使用AMOS 17.0软件对本研究的整体模型进行了分析检验,经过模型的比较优化,得出了模型的整体分析检验结果(见表9)。可以看出,所构建的模型与分析数据是高度拟合的,说明整体结构模型比较准确地反映了实际情况,因此使用该模型进行数据分析的结果是完全可以接受的。结果分析

3.1 模型结果

说明通过构建结构方程模型和结构方程软件计算估计出理论模型中各个观察变量对潜在变量的因子负载、各个潜在变量之间的路径系数、各误差项的方差、各干扰变量的方差以及外因潜在变量的方差(见图2)。

本文研究有2个外因潜在变量(即资源柔性和能力柔性)和1个内因潜在结果变量(企业绩效)。根据前面的假设,反映在结构方程模型中共有2条假设路径,每一条路径的评价都是在统计显著性基础上,用标准回归系数来估计因果关系的强度,标准回归系数范围为-1~+1。本研究收集的数据能够支持大多数的路径假设,但也有个别路径假设不成立。在表10中总结了模型中各个变量之间的路径假设情况。

3.2 假设路径检验

本研究共构建了2个研究假设,路径验证的结果见表10。

图1和表10表明,各潜在变量之间的主要影响情况如下:(1)对于内因潜在结果变量资源柔性对企业绩效关系来说,资源柔性对企业绩效作用的路径系数为0.21(r=0.21),该条路径并不成立,因此得出资源柔性对企业绩效的影响作用并不明显。

(2)对于内因潜在结果变量能力柔性对企业绩效关系来说,能力柔性对企业绩效作用的路径系数为0.69(r=0.69),该条路径成立,因此得出能力柔性对企业绩效的影响作用显著。

通过假设验证和各辅助变量R2值的分析,企业绩效的47.5%被战略柔性的影响作用所解释,又由于资源柔性对企业绩效的影响作用不显著,所以以上被解释的企业绩效很大程度上源于能力柔性的影响。本研究表明确实存在战略柔性对企业绩效的影响作用,以及不同类型的战略柔性(资源柔性和能力柔性)对企业绩效影响的差异(见表11)。

表11 复相关平方值

变量R2变量R2F40.475N30.078Z10.490J10.335Z20.018J20.327Z30.124J30.373N10.230J40.581N20.076结论与阐释

本文主要研究战略柔性对企业绩效的作用。从分析结果可以看出,不同类型的战略柔性对于企业绩效的影响相差很大。实证结果表明,能力柔性对企业绩效的影响很大,资源柔性对企业绩效的影响不显著,这是本研究的新结论,也是本研究的理论贡献。

4.1 能力柔性对企业绩效影响的解释

能力柔性对企业绩效的影响最终体现在各个绩效指标上,但能力柔性的影响过程却是多层次的:能力柔性对企业经营活动的影响,大体上是从对企业生存至关重要的终端产品与细分市场层面、价值链配置层面、战略资源和核心能力层面。每个层面的能力柔性的表现形式不同,但越接近市场层面的灵活性越强,深层的能力柔性为表层的能力柔性提供支撑。各层面的能力柔性关系,通常表现如下[28]:①在产品市场层面上,企业在定价、促销、质量、服务、价值和产品创新等方面的活动,受到企业营销团队、研发团队等能力高低的影响,其能力柔性的大小直接影响企业的财务绩效;②在价值链配置层面上,企业的价值链配置与重组、控制成本能力以及环境适宜的组织活动在企业与利益相关者价值链之间竞争和合作,能够保持增强企业能力柔性,并为产品市场层面能力柔性发展提供支持;③在战略资源与核心能力层面上,企业要在动态环境下积蓄与开发柔性能力,以便对产品市场层面和价值链层面的活动提供支撑,使得产品市场层面、价值链层面和战略核心层面柔性能力一体化,逐层深入,互相依赖,促进能力柔性对企业绩效的提升。

4.2 资源柔性对企业绩效影响的解释

关于资源柔性和绩效关系的研究结果与其他学者分析的结论不同。一般的观点认为,企业的柔性生产系统就属于资源柔性,资源柔性越强,说明生产系统的柔性越强,企业越容易根据不同客户的需求及时地调整生产内容,所以肯定会对企业绩效产生积极的作用。学者们关于资源柔性对创新绩效影响的研究也曾得出一·393·论,提出了一些探讨性的解释,资源柔性也会对企业获取创新收益产生不利的影响。基于组织刚性的研究认为,资源柔性对企业获取创新收益的不利影响主要体现在以下几个方面[29]:①企业在发展过程中需要将创新和能力加以结合,但企业原有能力通常无法满足创新的需要,尤其是突变创新的需要,在这样的情形下,企业需要从外界获取和学习新的知识和能力,而企业原有较高的资源柔性所形成的能力陷阱,不利于企业获取创新能力,会对企业获取创新收益产生不利的影响;②资源柔性往往会削弱外部环境变化对企业造成的威胁,使决策者对外部的变化不敏感,使企业较少关注消费者需求的变化和竞争者所采取的行动,会对企业获取创新的收益产生不利的影响;③资源柔性对企业而言是一种重要的财富,如果企业轻易地调整其战略则会损害其现有资源的价值,从而危及企业长期形成的竞争优势,因此现有资源对企业发展变化是一种障碍,对企业获取创新收益产生不利的影响。

4.3 资源柔性对企业绩效影响不显著的解释

对本次实证研究结论,结合目前的中国企业现状,可以从以下几方面来解释:①中国大多数企业的资源柔性不高。高的资源柔性是指资源的有效使用范围比较广、资源转换成本低和资源转换时间较短,比如素质较高的人力资源、资金优势、信息共享等。相对而言,低的资源柔性是指缺乏有效使用范围,资源转换成本高和资源转换时间较长,比如某些专用设备、厂房、生产流水线等。在中国企业资金比较有限的情况下,绝大多数企业选择了低资源柔性经营,创造低成本优势。虽然会有一些有实力的企业拥有柔性比较高的资源,但在众多的调查企业中不具有代表性。②中国市场上消费者的议价能力比较强,对必需品需求较大,而且大多数消费者对价格敏感,导致了单一的低成本经营的企业有比较大的生存空间,因此决定企业生存的不是资源柔性。③中国企业资源同质化很严重,在这种情况下,不同企业之间的资源柔性的效能是相同的,唯一能凸显出企业绩效的推动因素只有能力柔性,因为在不同企业资源相同的前提下,只有靠企业经营者合理配置资源,以应对环境变化,从而在竞争中取得优势。④中国企业没有很好地发挥资源柔性的作用。有些企业虽然资源柔性较高,但在具体的应用过程中,却总是被各种各样的问题所阻碍,以致不能很好地发挥资源柔性的作用。这里有一个很有说服力的例子,大多数中国企业引进ERP,但真正应用成功的企业却为数不多,以致造成了资源的浪费。一些企业不能及时发现已有资源的新用途,也不能及时识别环境变化而调整资源配置,使得资源柔性的作用发挥不出来。

从调查结果可以看出,目前中国企业处于特殊时期,外界环境高度动荡,中国企业的经营也有其特殊性。研究结果表明,企业要想取得好的经营绩效,必须加强能力柔性的提升。理论上来说企业资源柔性的提高会对企业绩效产生作用,但从现阶段的中国企业来看,资源柔性高未必会有好的效果,也不是任何企业都适合配置柔性较高的资源,企业应该根据其自身所处行业特征及所处行业地位量力而行,不可盲目配置高柔性的资源,否则会陷入高资源柔性的陷阱。

未得到验证的理论假设说明我国企业在资源柔性方面还缺乏足够的认识、测度及管理机制,这是我国企业今后应该有所突破的管理问题研究结果的其他方面则很好地验证了理论知识。总体来说,本研究为企业今后提升经营绩效提供了理论指导。

4.4 本研究的局限性

①本研究采取了多行业的样本数据,属于普适性的研究,以方便抽样的方式为主,调查企业地域特征不明显,也没有进行行业选择,所得结论在一定程度上能够反映战略柔性对企业绩效的影响。②本研究对一些指标的测量可能存在偏差:一方面是由于变量指标的设计不够全面,另一方面是由于时间和成本的限制,调查问卷数量并不是足够大。③本研究仅仅是采用结构方程模型进行检验分析,对于全局的分析可能不足。④本研究仅采用横截面数据进行分析,基于现实因素和资金问题,没有采用跟踪研究方式,所得结论可能会有些出入。

政治关联与企业绩效的实证关系研究论文 篇5

(一)研究假设

1、高级管理人员报酬和公司业绩正相关

将报酬合约中经理的报酬在尽可能大的程度上与企业的业绩联系起来，可以使经理有足够的动力来提高企业的盈利水平，从而增加股东的收益。

2、高级管理人员报酬与企业规模正相关

罗森(Rosen，1982)的理论暗示了高级经理的报酬和企业规模之间存在相关性，企业规模越大，高级经理控制的资源也就越多，涉及的经营管理问题也就越复杂，因而对经理的能力要求也就越高，其产生的连锁效应也就越大。

(二)样本选取

选定CSMAR中国上市公司财务报表数据库中金融、保险大类下证券、期货业分类中上市公司作为研究对象。在样本的选择中，剔除了ST板块企业。此外，202月延边公路建设股份有限公司通过换股吸收合并置入原广发证券100%股权所对应的净资产。广发证券未有2009年年报，只披露了延边公路建设股份有限公司2009年年报，故未将广发证券纳入实证分析数据处理。除去上述剔除掉的样本和少量数据不全的样本，最终选择作为本项研究对象的样本共11家证券、期货上市公司。

(三)数据来源及变量选取

本研究所有数据均来自上市公司2009年年报。我们选取披露排名前三之和作为衡量高管薪酬的变量。同时，取净资产报酬率(ROE)作为衡量公司经营绩效的因变量，取总资产的自然对数作为公司规模衡量指标的因变量。高管的年薪、净资产收益率(ROE)和总资产(ASSETS)的相关数据均在报告中披露，总资产的自然对数(INASSETS)经计算得到。

(四)模型的构建

高管年薪排名前三之和作为高管报酬变量(Y)。用净资产报酬率(ROE)作为公司绩效变量，用总资产的自然对数(INASSETS)作为公司规模变量。建立多元回归模型如下：

Y=β1+β2×ROE+β3×INASSETS+μ

四、回归分析及结论

(一)多元回归分析

根据上述模型利用EVIEWS做回归分析，结果如表2所示：

得出模型函数为：Y=-2550.592+2070.277ROE+175.608INASSETS

首先对该分析结果进行统计检验。

(1)拟合优度。可决系数R2=0.588451，修正可决系数R2=0.485563，模型对样本数据的拟合程度一般，需要进一步看其他统计检验。

(2)F检验。在给定α=0.05的情况下，计算F0.05(2,8)=4.46，模型中F统计量为5.719371，大于临界值4.46，由此判断回归方程显著，列入模型的各个解释变量联合起来对被解释变量的影响显著，即净资产收益率和总资产对数两个变量联合联合起来确实对高管薪酬有显著影响。

(3)t检验。在给定α=0.05的情况下，计算tα/2(n-k)=t0.05/2(11-3)=2.306，而模型中ROE的t值t=2.551276，略大于2.306，即净资产收益率对高管薪酬有显著影响;INASSETS的t值t=3.12664，也大于2.306，显著。因此，净资产收益率(ROE)和总资产对数(INASSETS)这两个解释变量对被解释变量高管薪酬(Y)的影响均显著。

综上统计检验分析，解释变量净资产收益率(ROE)和总资产对数(INASSETS)对被解释变量高管薪酬(Y)有显著影响，两个解释变量分别对高管薪酬也有显著影响。解释变量的回归系数均为正号，与定性分析假设中观点相符合，即净资产收益率与高管薪酬正相关，总资产规模与高管薪酬正相关。

(二)一元回归分析

由于净资产收益率与总资产规模可能存在相互影响或者线性关系，我们分别做Y对ROE、INASSETS的一元回归，进一步检验净资产收益率(ROE)和总资产规模对高管薪酬(Y)的是否相关或影响是否显著。

将净资产收益率(ROE)作为解释变量，高管薪酬(Y)作为被解释变量，建立一元回归模型如下：

Y=β1+β2×ROE+υ

用ROE对薪酬做回归分析，得出可决系数R2=0.085544，说明模型整体对样本数据拟合不好，即净资产报酬率(ROE)并未很好地对高管薪酬的绝大部分差异做出解释。回归系数为正，符合研究假设中公司绩效与高管薪酬正相关的假设。进一步对回归系数作t检验，在给定α=0.05的情况下，计算，tα/2/2(nk)=t0.05/2(11-3)=2.306，ROE的t统计量为0.917559，远小于临界值2.306，这表明，净资产收益率对高管薪酬没有显著影响。

将总资产对数(INASSETS)作为解释变量，高管薪酬(Y)作为被解释变量，建立一元回归模型如下：

Y=β1+β2×INASSETS+υ

用总资产对数(INASSETS)对薪酬做回归分析，得出可决系数R2=0.253604，说明模型整体对样本数据拟合程度并不理想，即总资产对数(INASSETS)并未很好地对高管薪酬的绝大部分差异做出解释。对回归系数作t检验，在给定α=0.05的情况下，计算，tα/2(n-k)=t0.05/2(11=3)=2.306，ROE的t统计量1.748695，小于2.306，这表明总资产对高管薪酬没有显著影响。

(三)研究结论

证券期货业高管人员薪酬与公司业绩正相关，但相关性不显著，没有很好的支持本文的假设，这一结果与以前许多文献研究结果相似。笔者认为原因在于：在一定的基本薪酬下，业绩奖金越高，现金薪酬的总额也越高，但是从年报中，我们只能得到高管年度薪酬总额，无法得知其结构，回归分析中所取的薪酬数据可能存在没有反应绩效薪酬的情况，故而得出的结果为高管薪酬与业绩不显著相关。

证券期货业高管人员薪酬与公司规模正相关，相关性仍然不显著，这一结论与很多前人的研究不同。出现这样的结果，可能的原因是本文所取的研究样本较小，样本之间差异性较大，造成研究结果不显著，有所欠缺。

证券期货业高管人员薪酬受多个因素的影响。以上多元回归的结果显示证券期货业高管薪酬与业绩和公司规模都呈显著的正相关，表明业绩和公司规模同时作用对高管薪酬产生了较大的影响。

五、结语

证券期货业高管薪酬的定价是股东和管理层之间权力博弈的结果，从理论上讲，公司业绩是为薪酬定价的重要部分，但是在本研究中，公司业绩对高管薪酬的影响没有得到认同。我们在文中仅选取了业绩和规模作为影响证券期货业高管薪酬的两个因素来研究，但是诸如股东持股比例、董事会规模、独立董事比例等因素对高管薪酬也有很大程度的影响，期望后续研究者在此领域继续探索。

参考文献

[1]李维安.经理才能、公司治理与契约参照点——中国上市公司高管薪酬决定因素的理论与实证分析.南开管理评论.2010(2)：4—15.

政治关联与企业绩效的实证关系研究论文 篇6

公司政治关联 (Corporate Political Connection, CPC) 是指公司试图以各种公开或隐含方式参与政治活动从而影响政府的公共政策的现象。这种现象在全球范围内十分普遍。尤其在中国, 企业通过其高管人员成为政府官员、人大代表、政协委员, 或是与政府官员保持接触而建立政治关联。由于政治关联体现为公司对其政治环境的战略性管理, 因而事关公司整体战略。鉴于这种利用政治手段建立竞争优势的有趣构想, 引发了国际战略管理领域学者的广泛关注。

目前, 多数研究都证实政治关联对公司绩效有正面影响, 如Li&Zhang、Peng&Luo对中国转型经济的实证研究, Acquaah在撒哈拉南部非洲加纳的研究, Goldman等人以美国为情境的实证研究, Faccio的跨国研究等;有些研究则表明政治关联对公司绩效无影响, 如Okhmatovski对俄罗斯的研究;甚至有研究认为存在负面影响, 如Fan等人对中国新兴私营公司的实证研究。

二文献回顾及假设提出

在众多研究政治关联的学者中, 有学者认为政治关联能影响企业的价值。如吴文峰、刘晓薇等 (2008) 的研究发现, 高管的政府任职背景在政府干预比较厉害的地区能增加公司价值, 政府干预越强烈, 这种正面影响也越强烈;姜跃龙 (2008) 则实证研究了具有政府背景的高管继任后, 公司价值显著高于不具有政府背景的高管所继任的公司价值, 也高于一般未发生高管变更的公司价值。而邓建平、曾勇 (2009) 实证分析了政治关联与企业绩效的关系, 研究发现民营企业的政治关联程度越高, 企业的经营效率也越差。企业的政治关联对企业的价值会产生影响。那么, 在计划经济向市场经济转变的大背景下产生和发展起来的民营企业, 企业政治关联对民营企业的价值将产生怎样的影响呢?本文分析了民营企业政治关联的形成方式及其对民营企业价值正负两方面的影响, 从而使处于经济转轨时期的民营企业可以运用政治关联来提高企业价值, 同时也可以减少政治关联对企业价值带来的某些负面影响。

假设拥有政治背景成员的民营企业的政治关联度与企业绩绩效效存存在在一一种种倒倒UU型型的的关关系系。。

三研究设计

1. 研究样本与数据来源

本文选取2006~2009年在沪深两市拥有政治关联成员的民营企业为研究对象, 剔除数据不全以及期间被ST的公司, 最终得到333个上市公司样本, 共1032个有效观测值。变量定义见表1。

2. 检验模型

为检验本文的理论假说, 构建了以下基本模型:

四检验结果与讨论

本文对检验模型采取了随机效应法, 具体结果如表2所示。从各检验结果可以看出, 所有的模型都通过检验 (F值) 。模型1的检验结果表明, 拥有政治成员的民营企业的政治关联程度与ROE之间存在显著的倒U型关系, 即先升后降的非直线关系。

五结论与启示

民营企业的政治关联有利于提高民营企业的价值。民营企业政治关联能够提高企业价值, 但也存在损害企业价值的另一面, 民营企业要充分利用好政治关联给企业带来的价值增加的方面, 同时也要规避使企业存在风险的一面, 这样才能提高企业价值。民营企业的政治关联是一柄“双刃剑”, 民营企业应该在其经营活动中努力塑造良好的政治形象, 通过各种方式与政府进行有效的沟通和联系, 从而为企业的生存和发展营造一个宽松的外部环境, 使企业获得政府控制的资源与政府的帮助来促进企业的发展, 提高企业价值。对政府部门而言, 民营企业与政府形成的政治关联一旦越过法律的底线, 容易出现权钱交易、官商勾结、腐败等问题。因此, 在民营企业充分利用政治关联的同时也要加强杜绝由政治关联可能带来的腐败问题。在经济转型期问, 还需要不断完善经济管理制度, 建立公正、公开的行政管理程序和方法, 以减少政府公权的随意性和人为性;同时也要制定合理的产业竞争政策, 健全和完善反垄断法律体系, 使还处于发展中的民营企业在公平的环境下发展壮大。

摘要：政府与企业的关系是我国经济改革过程中必须关注的重大问题, 如何利用政治手段建立竞争优势, 以及如何从微观角度研究政企关系模式及其效率, 是当前迫切需要研究的问题。本人从我国具有政治关联成员的民营上市公司的政治关联度与企业绩效之间的关系角度对这一问题进行了研究, 具体考察了2006～2009年民营上市公司政治关联度的强弱对企业绩效的影响。研究发现, 企业的政治关联度与企业绩效成倒U型。

关键词：政治关联度,股权集中度,企业绩效

参考文献

[1]孙铮、刘凤委、李增泉.市场化程度、政府干预与企业债务期限结构—来自我国上市公司的经验证据[J].经济研究, 2005 (5)

政治关联与企业绩效的实证关系研究论文 篇7

关键词：劳动关系；企业绩效；员工组织；实证分析

一、研究背景与研究假说

市场经济条件下，企业是自负盈亏的经营实体，部分企业出于降低成本以实现自身利润最大化的考虑，在管理实践中常常忽视员工利益，使得企业劳动关系问题日益突出，劳动争议事件激增。据2012年中国劳动统计年鉴显示，2011年受理劳动争议案件58.9万件，其中34.04%的案件是由于劳动报酬引起，25.45%源于社会保险，20.14%源于劳动合同。如果能够实证良好的劳动关系可以给企业带来显性的回报，让劳动关系的积极意义得到企业的认可和赞同，则对更高收益的追求便会激励企业自觉改善劳动关系，建立和谐的劳动关系就容易得到企业的认同和支持。

二、研究设计

（一）样本来源和变量说明

本文的研究样本来源于中国社会科学院人口与劳动经济研究所“人力资源管理与企业竞争力研究”的调查数据。调查于2007年5月在上海市闵行区展开，针对区规模以上工业企业，采取概率抽样方法（PPS），共抽取了80家企业、800名员工进行调查。其中有效企业问卷78份，有效员工问卷784份。具体变量选取如下：

采用财务性指标反映企业绩效，即将企业在2006年的增加值、销售额、利润额作为因变量。自变量分为劳动合同、劳动报酬、工会建设、企业福利、职业培训与发展以及员工与管理层关系。由于企业所有制与企业投产年限对企业绩效存在着一定影响，本文将企业类型与企业存续时间这两项作为控制变量。

（二）模型回归

研究劳动关系对企业绩效的影响，本文使用衡量企业劳动关系的各项指标为自变量，企业绩效为因变量，以企业增加值的对数作为指标构成模型1，以销售额的对数为指标构造模型2，以利润额的对数为指标构造模型3。各模型具体情况见表1。

在控制了企业类型与企业存续时间的情况下，研究发现劳动合同对企业增加值和利润额呈显著正相关。如果企业有健全的劳动合同制度并且全面认真履行劳动合同，能够解决员工的后顾之忧，使他们能够安心完成本职工作，从而使企业绩效得到了有效的保障，假说1得到支持。

在劳动报酬方面，发放加班费的企业在销售额和利润额这两项上均显著高于不发放加班费的企业。从薪酬水平来看，员工工资对企业增加值呈正相关作用，工资平方对企业增加值呈负相关作用，说明合理的劳动报酬能有效提升企业绩效，但不合理的劳动报酬有损于企业绩效，假说2得到部分支持。

工会建设对企业销售额的影响较为显著，从结果来看有工会的企业比没有工会的企业销售额高出29.9%，但工会建设对增加值和利润额并无显著作用。一方面，工会作为工人的垄断性组织，有效改变了劳动者作为单个主体时与管理方力量的不均衡状况，另一方面工会通过吸收员工进人工会组织，担任一定的职务和从事相应的工作，提高员工的领导经验和处理问题的能力，从而影响员工的工作能力，员工能力提高后自然使企业绩效得到提升。因此假说3得到实证。

在企业福利方面，企业年金对企业三项财务指标均无显著影响，住房公积金对三项的影响均为显著正相关，员工拥有免费体检福利的企业比没有免费体检的企业销售额要高出27.3%，说明企业福利在激励员工、促进企业绩效增长方面起到了很重要的作用，假说4得到支持。

员工的培训发展对企业增加值和企业销售额呈显著正相关，但对企业利润额无显著影响，举办员工培训的企业比不对员工进行培训的企业在增加值和销售额方面分别高出了66.1%和19.8%，结果表明通过培训可以增强员工在实际工作中的能力，促进员工绩效的提高，从而对企业绩效表现出正效益，从而假说5得到支持。

员工能与管理方沟通的企业，增加值比员工难以与管理方沟通的企业高出43.4%。一方面表明，工作在基层的员工如果在生产中发现某些问题，及时给管理层提供意见或建议，对企业绩效的提升有重要意义；另一方面，如果员工与管理层关系越融洽，员工工作会更加认真、努力，企业绩效便会得到较大的提高，因此假说6得到支持。

三、结语

通过上述研究分析，可以看出良好的劳动关系可以给企业带来显性的回报，即劳动关系与企业绩效之间存在显著正相关关系。因此，完善并认真履行劳动合同制度，给予员工合理的劳动报酬，重视工会建设，提高企业福利，合理规划员工的职业培训与发展，疏通员工与管理方的沟通渠道，与员工构成良好的劳动关系，重视劳动关系管理等做法，是企业提高自身绩效、实现员工与企业“双赢”的重要一步。

参考文献

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[4]王丽芳，马秀云，马薇.企业劳动关系对企业绩效的影响综述[J].人力资源管理，2014

政治关联与企业绩效的实证关系研究论文 篇8

政府或政府政策作为外部环境中的关键因素,对企业的生存发展有重要的影响。理论和实践证明,我国的资本市场依然是低效率的,特别是在市场化程度低的地区,政府在资源配置的过程中掌握着重要的话语权(唐志军等,2013)。这种政府与市场的复杂关系导致我国企业往往谋求和政府建立政治关联。作为民营企业竞争力的重要部分,政治关联对民营企业的创新能力有什么样的影响呢?中央政治关联与地方政治关联这两种不同维度的政治关联,对企业的创新能力的影响是否一致?不同的市场化水平下,政治关联对民营企业的创新能力的影响是否不同?这是本文要研究的主要问题。

Fisman(2001)最早提出了“政治关联”的概念,是指企业与政府之间的私人关系。马来西亚(Johnson和Mitton,2003)等发展中国家,以及美国(Ang和Boyer,2007)等发达国家的企业都存在着不同程度的政治关联。在国内的研究中,政治关联对我国企业影响的结论还不一致。吴文锋等(2008)以高管政府背景作为政治关联的度量指标,发现在政府干预市场严重的地区,高管的地方政府背景能显著增加公司价值。孟佳琪(2014)认为,与西方不同,中国政府主导的背景下,具有政治关联的企业更多地是面向政府进行决策,这样会加大公司的风险,损害公司的价值。江若尘,莫材友和徐庆(2013)发现发达程度越低的地区,政治关联度对并购的影响越大。姚康等(2011)调查了珠三角的166家企业,发现政治关联对技术创新的绩效没有直接影响。杨战胜和俞峰(2014)通过对430家企业样本数据的检验发现,政治关联能够促进企业专利成果的增加,但对企业新产品的影响不显著。在现有研究基础上,仍然可能在以下两方面值得进一步探索:第一,现有的文献在考察政治关联对于创新能力的影响时,没有区分政治关联的维度。第二,地区市场化程度会影响政府官员分配资源的能力,进而影响政治关联带给企业的资源;不同的市场化程度也能很大程度上左右企业的创新能力。现有文献忽略了地区市场化程度的影响,只考虑额政治关联对创新的影响是有所偏颇的。

二、理论分析与研究假设

(一)企业家政治关联对企业创新能力的影响

(1) 中央政治关联的企业对企业创新能力的影响。党中央在十六届五中全会提出了建设创新型国家的战略目标,力图以企业自主创新能力的提升作为调整我国产业结构、转变增长方式的中心环节。并为此制定了相应的财政政策、税收政策以及政府采购政策对企业进行引导和支持。对于具有中央政治联系的民营企业家,基于资源和回报观,其更倾向于利用党中央的优惠政策,通过在微观企业运营决策中加大探索型研发投入和品牌建设,来回报中央政治关联。基于以上分析,本文提出假设:

H1:企业家的中央政治关联与创新能力之间正相关

但是考虑到当前中国大多数企业依然沿用低成本战略进行盈利发展,创新对于大多数企业来说依然具有很大的风险,而民营企业的规模小,对风险的承受能力低,创新研发对公司来说意味着高风险的投资。企业在创新方面的回报能力不足,企业家也可能倾向于只利用中央政治关联带来的融资、声誉方面的便利,通过扩大生产等小风险方式进行经营,以获得盈利,从税收等方面来回报国家。因此,考虑到民营企业自身的特征,在中央政治关联的背景下,会选择其他提升自身价值的方法,而不仅仅是提高创新能力。本文提出假设:

H2:企业家的中央政治关联与创新能力之间的相关关系不显著

(2)地方政治关联的企业对竞争战略的选择。在地方政府与企业关系中,地方政府向企业家提供税收、审批、资金资助、政府“绿色通道”等制度性资源,与地方政府有政治联系的企业家通过政治关联获取政策、信息、资金等资源配置,使其在当地获得更大的生存空间。同时,作为回报,政府需要企业承担对地方经济、市政建设、就业和税收的贡献,因此企业更容易偏好企业避免风险、扩大规模、稳定发展。而创新意味着高风险、长时间的研发以及不确定的市场,不利于企业的稳定和大规模的就业。基于以上分析,本文提出假设:

H3:企业家的地方政治关联与创新能力之间负相关

(二)地区发展程度对竞争战略选择的影响

地区市场化程度影响了政府官员分配资源的能力,特别是在发达程度低的地区,市场发展不充足,企业可以通过谋求政治关联来达成自己的竞争目的,获得竞争优势。市场化程度低的地区的政治关联对于企业的影响要显著与市场化进程高的地区。因此,本文提出假设:

H4:地区市场化程度低,会对政治关联与创新能力的关系进行强化

三、研究设计

(一)样本选择与数据来源

本研究中“政治关联”的数据从Wind数据库中的“上市公司实际控制人”数据库获得。财务数据主要来源于Wind数据库,采用的数据类型为合并报表数据。研究选取2010-2014年间中国中小板上市公司作为研究样本,按照以下标准对原始样本进行筛选:(1)剔除数据缺失样本;(2)剔除2010-2014年曾被ST和PT的样本;(3) 剔除企业家简历介绍缺失或者不详细的样本;(4)剔除实际控制人为国资委和地方国资委、学校等非民营样本;(5)剔除数据异常的样本。同时,为了防止异常值对数据的影响,对数据进行1%和99%分位缩尾处理。最终得到截面企业数量为500,观测值为2500的面板数据集。

(二)模型构建

本文研究民营企业家政治关联对企业竞争战略选择的影响,以及地区市场化程度对影响的调节作用,因此设定回归方程:

模型用来验证不同政治关联的企业在选择竞争战略时的差异。其中,Strategyit作为被解释变量表示企业的竞争战略,Politicalit作为解释变量表示企业家的政治关联,Controlit表其它影响企业战略的控制变量集合,εit表示其他的随机扰动项。为了验证地区发展程度对政治关联和创新能力的影响,通过对不同发展程度的地区按照市场化程度高的地区和低的地区进行分组,在组内分别进行回归。

(二)变量定义

(1)被解释变量:创新能力(RD)。本文主要通过研发强度来衡量民营企业的创新能力。以企业年报中披露的研发费用与营业收入的比值作为代理变量。(2)解释变量:企业家政治关联(Political)。本文主要借鉴巫景飞等(2008)对企业家政治联系的分类和测量方法,采用对公开发布的公司实际控制人信息进行赋值。对企业家政治关联的编码所参考的问题如表1所示,在该公司实际控制人的简历中,如果认为符合该条目则编码确认为1,否则编码为0,然后逐项相加,编码分值越高越说明该实际控制人政治关联规模越大。并且对企业家政治关联进行中央、地方区分的思想, 分别形成了企业家中央政治关联(Central)和企业家地方政治关联(Local),对两种政治关联加和得到总体政治关联(Conect)。(3)调节变量:所在地市场化(Devindex)。按照樊纲等编制的《中国市场化指数—各地区市场化相对进程2009年度报告》,选择上海、广东、浙江江苏、福建、北京、天津、山东八个省区为市场化进程发达地区,并编码为1;而其它地区则为不发达地区,编码为0。(4)控制变量(Control)。根据已有的文献研究成果,本研究选取了对企业创新能力有较大影响的变量作为控制变量,控制了其他一些可能影响政治关系发挥作用的因素。各变量定义如表2所示。

企业规模(Size):使用公司总资产测量企业规模,用总资产对数控制对企业价值的影响。一般来说企业规模越大资源越充足,承受创新风险的能力越强,也越有实力进行技术创新活动;资本结构(Lev):用企业资产负债率测量资本结构;产品市场竞争(Sellrate):选用销售费用与营业收入的比值,衡量市场的竞争程度,该指标越大说明企业所在具体行业中的产品市场竞争越激烈;企业年龄(Age):控制企业成立时间对企业价值的影响,计算公式为:企业年龄=样本年份-企业成立年份;盈利能力(ROE):选取净资产收益率,对其影响企业创新能力进行控制;年度虚拟变量(Year):考虑到我国股票市场高波动性的特点,不同年份市场行情差别较大,可能影响企业价值,因此加入年度虚拟变量控制年度固定效应。

四、实证分析

(一)描述性统计

从表3可以看到,企业的研发强度最小值仅为0.0007,而最大值为0.1965,均值为0.0386,说明民营企业之间的创新能力差别很大。同时,企业家地方政治关联和中央政治关联最小为0,最大为5和4,标准差分别为1.0039和0.5604,说明不同企业间企业家政治关联差异较大。与此同时,地区市场化程度的均值为0.288,说明位于市场化水平较高地区的企业在中小板民营企业中相对较多。表3也给出了其它变量的描述性统计情况。

表4提供了市场化程度低的地区主要变量的描述性统计分析,样本共有720个。从表4可以看到,企业的研发强度均值为0.0358,略低于总体样本。而企业家地方政治关联和中央政治关联的均值分别为0.9028和0.2778,相对总体样本更大,说明不发达地区的政治关联程度更加紧密。

表5提供了市场化程度高的地区主要变量的描述性统计分析,样本共有1780个。从表5可以看到,企业的研发强度均值为0.0398,略高于总体样本值。而企业家地方政治关联和中央政治关联的均值分别为0.6882和0.1826,均小于不发达地区,说明发达地区相对于不发达地区的政治关联程度要少。

(二)相关性分析

表4中汇报了总体样本相关性分析结果。除了政治关联之间,其余各变量间相关系数都在0.4以下,表明不存在严重的多重共线性问题。为解决指标之间的共线性,本文将指标逐步纳入回归方程。而且企业家地方政治关联(loc)与研发强度(RD)在95%的显著性水平下有正相关关系。而地区发展程度(dev)与研发强度(RD)在95%的显著性水平下有负相关关系。

(三)回归分析

(1)企业家政治关联。表7为总体样本下的回归结果。根据回归结果可以看出,在所有中小板上市民营企业中,企业的政治关联与创新能力之间的相关关系不显著。这与假设H2吻合,与假设H1存在差异。究其原因,可能是由于本文以中小板民营上市公司为检测样本,而中小板上市的民营公司的规模较小,对风险的承受能力较小,因而即使企业家有中央政治关联,但是依然比较倾向于通过风险更小的优化成本方法来获得利润,不倾向于提高创新能力。企业对于中央政治关联的“回报”能力不足,更关注的是利用政治资源生存发展。地方政治关联与创新能力有负向关系,但是相关性不显著,回归结果与H3存在差异。究其原因,可能是在总体样本中,有356家企业位于发展程度较高的地区,144家企业位于发展程度较低的地区,企业的创新能力受到多方因素的影响,总体上政治关联对创新能力没有决定性的作用。

注:(1)*、** 和*** 分布表示10%、5%和1%的显著性水平;(2) 括号内为具体p值。

(2)地区发达程度的加强作用。表8和表9汇报了分别在市场化程度低地区和市场化程度高地区的分组下的回归结果。分组方式是按照樊纲等编制的 《中国市场化指数—各地区市场化相对进程2009年度报告》, 选择上海、广东、浙江江苏、福建、北京、天津、山东八个省区为市场化进程发达地区作为一组;其它地区则为不发达地区,分为一组。根据表8可以看出,在不发达地区,企业家拥有的地方政治关联与总体政治关联与创新能力之间在99%水平上有显著的负相关关系。这验证了假设H3和H4。在不发达地区,具有政治关联的企业,为了企业的永续发展,倾向于利用自己拥有的政治资源获得更多的税收优惠、项目审批等,通过低成本来获取竞争优势,赚取利润;另一方面,市场化程度低的地区的市场活力小,就业难度大,而人们对稳定的生活的追求更强烈。因此,作为不发达地区的地方政治关联企业,需要帮助政府解决就业问题,更需要稳定的发展来帮助当地官员提高政绩。而创新具有高风险,不稳定性较大,是企业要进行回避的。企业家拥有的中央政治关联与创新能力之间没有显著的相关关系,这与假设H2相符合。究其原因,虽然企业处在不发达地区,但是由于企业与中央建立了政治关联,因此没有当地的帮助政府解决就业、提高GDP等任务,在创新方面就有更多的选择空间。因此,在不发达地区,地方政治关联的企业家能够在一定程度上对其政治关联进行“回报”,不发达地区因素能够加强政治关联与创新能力之间的关系。根据表9可以看出,在发达地区,政治关联与创新能力之间的相关性消失了。。企业家拥有的政治关联对其创新能力的影响并不显著。究其原因,可能是因为在发达地区,市场活力大,机会更加多,具有政治关联的企业家虽然能够从政治资源中获得一定的好处,但是由于竞争压力更大,单单依靠政治资源未必能够确保其在创新中取胜。同时,发达地区对公平竞争的要求更高,企业家虽然具有政治关联,但是政府对经济的干预程度相对较小,企业家难以从中获得太多优势。

(四)稳健性检验

为了进一步确定模型的稳健性,本文选用了总资产周转率作为创新能力(李健等,2012)的替代变量进行回归,再次对假设H1、H2、H3和H4进行验证。回归结果与前文分析基本一致,说明本文模型设定及实证结论较为稳健。限于篇幅,不再赘述。

五、结论

实证结果发现,总体来说,民营企业家政治关联与企业竞的创新能力并没有显著的相关关系。但在市场化程度低的地区,具有地方政治关联的民营企业的创新能力与政治关联的深度有显著负相关关系。这是因为不发达地区政府的资源配置能力更加明显,政治关联能够带给企业更多的资源。而不发达地区的市场活力小,就业难度大,而人们对稳定的生活的追求更强烈。因此,作为不发达地区的地方政治关联企业,更需要帮助企业完成就业和GDP任务,需要保证企业稳定发展。而创新因为具有高风险,不稳定性较大,因此,具有地方政治关联的企业创新能力小。本文的研究结论对于我国宏观产业结构升级和地方政府官员治理也具有一定政策意义,实现中国产业结构升级、经济增长方式的转变,要鼓励民营企业家多进行研发创新,对其研发进行更多支持。同时,也要保证中央政府、地方政府对企业行为影响一致,需要改变当前地方政府官员晋升的锦标赛模式,尤其是单一的GDP增长指标考核。

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