王博霖, 賈植涵, 彭 屹, 賀小剛

（1. 上海財經(jīng)大學(xué) 商學(xué)院，上海 200433；2. 上海商學(xué)院 酒店管理學(xué)院，上海 201400）

一、 引 言

不同的區(qū)域往往存在差異化的資源稟賦，包括自然資源、人力資源、技術(shù)資源、制度資源等都可能存在互補(bǔ)性，這促使企業(yè)將地理空間的布局作為重要的價值提升策略（Lampert等，2019）。這種跨區(qū)域擴(kuò)張不僅體現(xiàn)在不同國家之間的開疆拓土，還體現(xiàn)在一國之內(nèi)不同行政區(qū)域之間的跨越。在資源基礎(chǔ)觀看來，跨區(qū)域擴(kuò)張是企業(yè)解決資源約束的重要途徑，通過跨區(qū)域擴(kuò)張，企業(yè)不僅能夠?qū)ふ业奖犬?dāng)前資源更好的替代品（Helfat和Eisenhardt，2004），還能充分利用當(dāng)前過剩資源（Chatterjee，1990；Morck和Yeung，1991）并搜尋到新的資源來應(yīng)對企業(yè)在當(dāng)前市場上所面臨的挑戰(zhàn)（Hitt等，2006）。近年來，隨著經(jīng)濟(jì)全球化進(jìn)程的不斷深化，企業(yè)通過跨區(qū)域擴(kuò)張來構(gòu)建和延伸核心競爭力已經(jīng)成為發(fā)展壯大和實(shí)現(xiàn)可持續(xù)增長的重要戰(zhàn)略選擇（Helfat和Eisenhardt，2004；宋鐵波等，2016）。

盡管中國具有較大的國內(nèi)市場規(guī)模和豐富的地區(qū)間異質(zhì)性資源，但有學(xué)者的研究發(fā)現(xiàn)，仍舊有大部分企業(yè)將經(jīng)營范圍集中于本地區(qū)，很少進(jìn)行跨區(qū)域擴(kuò)張（宋淵洋和黃禮偉，2014）。到底是什么因素導(dǎo)致企業(yè)不愿意進(jìn)行跨地區(qū)經(jīng)營，仍然是一個在不斷探討的問題。地區(qū)間市場分割和制度環(huán)境決定論是最具有代表性的觀點(diǎn)之一，該觀點(diǎn)認(rèn)為地區(qū)間市場分割、制度距離較大以及地方保護(hù)主義嚴(yán)重會阻礙企業(yè)進(jìn)入新的區(qū)域（李善同等，2004）。因此，有研究者認(rèn)為是國內(nèi)市場分割和制度性因素在起決定性作用（曹春方等，2015；宋淵洋，2015；宋淵洋和黃禮偉，2014）。不過制度理論難以解釋在同一制度環(huán)境下的企業(yè)為何會存在不同的跨地區(qū)經(jīng)營決策表現(xiàn)，這就意味著企業(yè)自身的一些內(nèi)生性因素可能在其中起作用。

在社會情感財富（socioemotional wealth）概念被提出之后（Gómez-Mejía等，2007），不少學(xué)者以此為依據(jù)探討了家族控制這一治理因素對企業(yè)冒險性決策行為的影響。主流的觀點(diǎn)認(rèn)為，家族企業(yè)的控股股東所獨(dú)有的社會情感財富會使其產(chǎn)生不同于非家族企業(yè)的決策行為表現(xiàn)，因?yàn)榭毓杉易鍖ζ髽I(yè)有著強(qiáng)烈的個人情感依賴、認(rèn)同感和更高的承諾水平（Anderson和Reeb，2003），致力于滿足非財務(wù)層面的情感需求（Gómez-Mejía等，2007）。因此，控股家族在制定戰(zhàn)略決策時更傾向于規(guī)避社會情感財富損失，而不是將財務(wù)目標(biāo)作為決策行為的依據(jù)（Berrone等，2012；Gomez-Mejia等，2011）。前期文獻(xiàn)對家族控制與冒險決策之間的關(guān)系有了較為豐富的實(shí)證研究，一些經(jīng)驗(yàn)研究結(jié)果表明，相比于非家族企業(yè)而言，家族企業(yè)出于保護(hù)社會情感財富的目的會減少研發(fā)和創(chuàng)新投入（Block，2012；Chrisman和Patel，2012；朱沆等，2016）、降低并購意愿（Gomez-Mejia等，2018）；也有學(xué)者基于此理論開始探討家族制企業(yè)的國際化戰(zhàn)略（Liang等，2014；Sanchez-Bueno和Usero，2014；葛菲等，2015；Panicker等，2019）。

但值得注意的是，現(xiàn)有的文獻(xiàn)很少關(guān)注家族企業(yè)在不同行政區(qū)域間的地理擴(kuò)張，也較少探討家族企業(yè)中控股家族與非家族成員高管之間的代理沖突、非家族成員高管的風(fēng)險偏好以及股權(quán)的激勵作用。本文試圖基于代理理論和行為代理模型，探討家族控制、家族企業(yè)中非家族成員高管參與的比例與企業(yè)跨區(qū)域擴(kuò)張之間的關(guān)系以及基于股權(quán)的高管激勵機(jī)制效應(yīng)?；?007—2018年上市公司的數(shù)據(jù)，本文得到以下研究結(jié)論：（1）家族控制抑制了企業(yè)跨區(qū)域擴(kuò)張的強(qiáng)度。相較于非家族企業(yè)，家族企業(yè)為了維護(hù)家族成員對企業(yè)的控制權(quán)，避免社會情感財富受損而減少跨區(qū)域擴(kuò)張。（2）隨著家族涉入程度的提高，家族企業(yè)跨區(qū)域擴(kuò)張的強(qiáng)度會降低。另外，基于股權(quán)不同的激勵措施具有非對稱風(fēng)險特性，會影響高管人員投資決策上的時間取向和風(fēng)險偏好，最終導(dǎo)致他們在跨區(qū)域擴(kuò)張戰(zhàn)略制定的過程中可能會做出不同的決策。具體而言，持有股票所有權(quán)的非家族高管更注重短期利益并表現(xiàn)為風(fēng)險規(guī)避的偏好，緩解了家族涉入程度對家族企業(yè)跨區(qū)域擴(kuò)張強(qiáng)度的抑制作用；股票期權(quán)使得非家族高管更注重企業(yè)的長期發(fā)展，強(qiáng)化了家族涉入程度對家族企業(yè)跨區(qū)域擴(kuò)張強(qiáng)度的抑制作用。（3）隨著家族企業(yè)的“去家族化”，越來越多的非家族成員高管加入到家族企業(yè)的治理之中，家族企業(yè)會更傾向于做出跨區(qū)域發(fā)展的決策。（4）雖然跨區(qū)域擴(kuò)張有利于增加企業(yè)的價值，而家族企業(yè)卻不一定會采取這種跨區(qū)域擴(kuò)張的戰(zhàn)略，說明財務(wù)目標(biāo)對于家族企業(yè)而言并不是唯一，控股家族更加關(guān)注社會情感財富等非財務(wù)目標(biāo)。

本文的研究貢獻(xiàn)主要體現(xiàn)在以下幾個方面：第一，本文拓展了與家族控制下企業(yè)跨區(qū)域發(fā)展相關(guān)主題的研究。盡管前期文獻(xiàn)對家族企業(yè)國際化問題已有了較為豐富的研究成果，但是鮮有學(xué)者關(guān)注在中國這種轉(zhuǎn)軌經(jīng)濟(jì)體中，家族控制與企業(yè)一國之內(nèi)跨區(qū)域發(fā)展之間的理論關(guān)系?；诖砝碚摵托袨榇砟Ｐ?，本文探討了家族控制對企業(yè)跨區(qū)域擴(kuò)張的影響，這在一定程度上豐富了現(xiàn)有理論的應(yīng)用情境。第二，本文分析了非家族成員高管團(tuán)隊參與家族企業(yè)決策的重要作用和基于股票的激勵機(jī)制的作用機(jī)理，進(jìn)一步完善和豐富了家族企業(yè)治理與戰(zhàn)略領(lǐng)導(dǎo)力的研究成果，為家族企業(yè)啟用基于股權(quán)的薪酬激勵機(jī)制提供了參考。第三，本文分析了在“去家族化”的背景下，隨著越來越多的非家族成員高管加入到家族企業(yè)的治理中，家族企業(yè)跨區(qū)域擴(kuò)張的強(qiáng)度又會受到怎樣的影響。

本文其余部分安排如下：第二部分為本文的理論分析與研究假設(shè)；第三部分為本文的研究設(shè)計；第四部分為本文的檢驗(yàn)結(jié)果與討論；第五部分為本文的拓展性檢驗(yàn)；第六部分為全文的結(jié)論與討論。

二、 理論分析與研究假設(shè)

（一）家族企業(yè)跨區(qū)域擴(kuò)張：家族控制的影響效應(yīng)

家族企業(yè)區(qū)別于非家族企業(yè)的一項重要特征在于，家族企業(yè)在進(jìn)行戰(zhàn)略決策時對非經(jīng)濟(jì)目標(biāo)的重視程度往往高于經(jīng)濟(jì)目標(biāo)（Zellweger和Astrachan，2008）。Gómez-Mejía等（2007）提出的社會情感財富理論為更深入地解釋家族企業(yè)這一特征提供了全新的研究視角。社會情感財富是指家族企業(yè)在企業(yè)治理的過程中獲得的用于滿足自身情感需求的非經(jīng)濟(jì)效用，主要包括：家族成員能夠不受限制地行使權(quán)力的個人權(quán)威；歸屬感、認(rèn)同感和親密感的心理需求得到滿足；家族的價值觀和“家族王朝”能夠延續(xù)、創(chuàng)始人的財產(chǎn)受到保護(hù)、社會資本得以積累；對家族其他成員基于血緣、親緣關(guān)系的利他主義等（Gómez-Mejía等，2007；Berrone等，2012）。Gomez-Mejia等（2011）認(rèn)為，家族企業(yè)在進(jìn)行決策時是以維持或增加社會情感財富作為主要決策參照點(diǎn)的，如果某項決策可能給家族企業(yè)的社會情感財富造成損失，即使該項決策會帶來經(jīng)濟(jì)收益，家族企業(yè)亦可能會作出不符合經(jīng)濟(jì)邏輯的選擇。因此，盡管企業(yè)跨區(qū)域擴(kuò)張具有較大的發(fā)展優(yōu)勢和市場前景，家族控制卻很可能會導(dǎo)致跨地區(qū)擴(kuò)張的強(qiáng)度降低，這是因?yàn)椋?/p>

第一，家族成員共同承擔(dān)著家族企業(yè)可能帶來的風(fēng)險（Schulze等，2003）。家族成員因?yàn)樽非笊鐣楦胸敻坏姆€(wěn)定而避免實(shí)施冒險決策（Gómez-Mejía等，2007；Gomez-Mejia，2010；De Massis和Kotlar，2014；傅穎等，2019）。然而，企業(yè)跨區(qū)域擴(kuò)張需要在多個地理市場同時運(yùn)作，相關(guān)的協(xié)調(diào)成本和管控風(fēng)險可能會導(dǎo)致規(guī)模經(jīng)濟(jì)和范圍經(jīng)濟(jì)帶來的利益損失（Delbufalo等，2016），這就有可能導(dǎo)致家族成員不愿意進(jìn)行跨區(qū)域擴(kuò)張。除此之外，跨區(qū)域擴(kuò)張需要在目標(biāo)市場建立生產(chǎn)和分銷機(jī)構(gòu)，為了克服“外來者劣勢”，企業(yè)還需要大量的財政支持和其他資源，很可能需要通過債務(wù)融資來獲取資本，這就有可能提升負(fù)債水平（Lewellen，1971），較高的債務(wù)會增加企業(yè)運(yùn)營中所面臨的風(fēng)險。然而家族企業(yè)通常不愿意尋求外部資金，因?yàn)橥獠咳谫Y會減少家族管理者的自由裁量權(quán)，賦予來自家族外的新參與者（即股東或債權(quán)人）權(quán)力，這就損害了家族成員可以不受約束地行使的權(quán)威、權(quán)力及影響力，進(jìn)而侵蝕家族成員的社會情感財富（Schulze等，2003；Arregle等，2012；Hennart等，2019）。而不采用外部融資的方法又難以滿足大規(guī)模、多市場的擴(kuò)張對資金的要求，企業(yè)很容易面臨資金鏈斷裂而破產(chǎn)的風(fēng)險（芮明杰等，2008）。為避免以上弊端，相對于非家族企業(yè)，家族企業(yè)跨區(qū)域擴(kuò)張的強(qiáng)度較低。

第二，不同的地區(qū)在商業(yè)環(huán)境、文化氛圍、市場結(jié)構(gòu)等方面存在著很大的差異（Johanson和Vahlne，2009），企業(yè)在進(jìn)行跨區(qū)域擴(kuò)張時需要具備管理才能和專業(yè)知識的人才來執(zhí)行有關(guān)子公司業(yè)務(wù)拓展和資源方面的整合（McConaughy，2000；Jones等，2008），如果缺乏目標(biāo)市場的相關(guān)知識，企業(yè)無法順利進(jìn)行跨區(qū)域擴(kuò)張，除非它們能從外部聘請經(jīng)驗(yàn)豐富的管理人員（Kontinen和Ojala，2010）。然而，與非家族企業(yè)相比，家族企業(yè)不太愿意雇傭那些非家族成員的職業(yè)經(jīng)理人，因?yàn)閯?chuàng)始人不愿放棄控制權(quán)和根深蒂固的裙帶關(guān)系（Boeker和Karichalil，2002；Liang等，2014）。除此之外，家族企業(yè)的管理層通常都是從一小部分家庭成員中挑選出來的，往往不具備應(yīng)對新挑戰(zhàn)所需的專業(yè)知識，也缺乏相關(guān)的正規(guī)培訓(xùn)（Banalieva和Eddleston，2011；Hennart等，2019）。家族企業(yè)實(shí)施跨地區(qū)擴(kuò)張戰(zhàn)略是一個復(fù)雜的過程，通常需要基于目標(biāo)市場的制度環(huán)境建立新的規(guī)則和方法（宋淵洋和黃禮偉，2014），很可能偏離傳統(tǒng)成功的商業(yè)模式。隨著治理難度的提升，家族企業(yè)的所有者只能在一定程度上放棄決策過程的控制權(quán)，聘請外部職業(yè)經(jīng)理人來輔助他們治理企業(yè)，這可能會導(dǎo)致侵蝕掉家族企業(yè)的權(quán)威和知名度（Cruz等，2010），也可能會增加信息不對稱和利益沖突，加劇社會情感財富的損失。從代理問題的視角來看，跨區(qū)域擴(kuò)張會給家族治理帶來較高的代理成本，從而降低家族對企業(yè)的控制權(quán)。由于家族難以制定出有效的監(jiān)督系統(tǒng)來確保非家族成員的管理人員能夠按照家族的意愿行事，因此家族企業(yè)會盡量避免進(jìn)行跨區(qū)域擴(kuò)張。

第三，雖然企業(yè)進(jìn)入新市場可能會提高業(yè)績，但同時也可能帶來負(fù)面的影響。比如由于其不可預(yù)測性，跨區(qū)域擴(kuò)張將帶來財務(wù)不確定性并給提議此項舉措的企業(yè)高層管理人員的收入和職業(yè)造成潛在的風(fēng)險（Alessandri和Seth，2014；Ref和Shapira，2017）。企業(yè)跨區(qū)域擴(kuò)張是一項比產(chǎn)品多元化需要更多外部聯(lián)系的戰(zhàn)略，包括獲取外部利益相關(guān)者、資源和機(jī)構(gòu)認(rèn)可的機(jī)會（Hitt等，2006），即使是成功的企業(yè)也可能因技能、知識和技術(shù)等現(xiàn)有資源的差異而難以從新進(jìn)入的地理市場中獲得協(xié)同效應(yīng)。Hitt等（2006）發(fā)現(xiàn)，那些與大型公司客戶和其他區(qū)域的政府擁有更強(qiáng)的人力和關(guān)系資本的公司，更容易進(jìn)入其他區(qū)域的市場。家族紐帶削弱了家族成員維持其他牢固的社會聯(lián)系的能力（Barney，1991），這很可能會限制支持跨區(qū)域擴(kuò)張所需的人力資本和關(guān)系網(wǎng)絡(luò)（Hitt等，2006）。尤其是當(dāng)董事會由家族集團(tuán)主導(dǎo)時，其提供資源的能力就會更加受限（Jones等，2008）。換句話說，家族企業(yè)可能僅僅在本地具有良好的社會關(guān)系，但在更大的市場范圍卻沒有，這就導(dǎo)致家族企業(yè)會降低其跨區(qū)域擴(kuò)張的強(qiáng)度。

基于以上論述，本文提出假設(shè)如下：

假設(shè)1：家族控制抑制了企業(yè)的跨區(qū)域擴(kuò)張，即相對于非家族企業(yè)，家族企業(yè)跨區(qū)域擴(kuò)張的強(qiáng)度更低。

（二）家族涉入與企業(yè)跨區(qū)域擴(kuò)張

1. 家族涉入對企業(yè)跨區(qū)域擴(kuò)張的影響作用

在家族企業(yè)中，家族涉入的程度越高，家族成員對社會情感財富的重視程度就越高，進(jìn)而影響最終的戰(zhàn)略決策（Chrisman和Patel，2012）。家族所有權(quán)占比越大的企業(yè)可能會賦予家族越多的權(quán)力和合法性以追求有利于家族整體利益的目標(biāo)（Lumpkin和Brigham，2011；Mitchell等，1997）。此時，家族所有者兼管理者很可能對企業(yè)有著更深的情感上的依賴（Sydow等，2009）。又由于身份具有隨著時間的維持連續(xù)性的需求（Albert和Whetten，2004），由于企業(yè)和家族身份的高度重疊，當(dāng)家族成員擁有較大比例的股權(quán)時，持續(xù)性的傾向?qū)鰪?qiáng)。而跨區(qū)域擴(kuò)張戰(zhàn)略勢必會影響到家族所有者對整個公司的掌控，對其家族和企業(yè)身份維持構(gòu)成威脅，這就導(dǎo)致隨著家族所有權(quán)的增加，企業(yè)跨區(qū)域擴(kuò)張的強(qiáng)度會減弱。家族涉入程度越高，家族成員越是會努力確保企業(yè)中組織身份的連續(xù)性以及完整性，跨區(qū)域擴(kuò)張的強(qiáng)度會降低。因此，本文提出以下假設(shè)：

假設(shè)2：隨著家族涉入程度的提高，家族企業(yè)跨區(qū)域擴(kuò)張的強(qiáng)度會降低。

2. 家族涉入與企業(yè)跨區(qū)域擴(kuò)張的調(diào)節(jié)機(jī)制：高管股權(quán)和期權(quán)的作用

家族企業(yè)的跨區(qū)域擴(kuò)張受到何種因素的制約作用，這是一個值得探討的重要問題。由于控股家族更關(guān)心社會情感財富，并且對于家族成員具有與生俱來的情感偏好（Gomez-Mejia等，2011；Jennings等，2018），根據(jù)代理理論，在家族企業(yè)中，那些非家族成員的職業(yè)經(jīng)理人作為企業(yè)股東的代理人，有可能會采取機(jī)會主義行為，最大化自身利益而侵害股東的利益（Jensen和Meckling，1976）。而當(dāng)家族成員擔(dān)任企業(yè)高管時，他們的利益與控股家族一致，家族成員高管更像是負(fù)責(zé)任的“管家”，由于責(zé)任感與主人翁意識，他們不會損害控股家族的利益（Miller等，2008；Verbeke和Kano，2012），并且傾向于以犧牲非家族成員所有者或其他中小股東的利益為代價來追求家族成員的非經(jīng)濟(jì)目標(biāo)，從而可能會引發(fā)控股家族與非家族成員所有者之間的代理沖突（Martin等，2017）。因此，研究家族企業(yè)中非家族成員所有者如何應(yīng)對家庭成員追求非經(jīng)濟(jì)目標(biāo)的決策行為具有較大價值（Martin等，2017）。本文認(rèn)為，非家族成員高管的股權(quán)和期權(quán)的制約作用是一個被忽視的重要視角，之所以研究非家族成員高管的激勵機(jī)制則有以下兩個方面的原因：其一，隨著家族企業(yè)的不斷發(fā)展和壯大，家族成員的管理能力有限，家族企業(yè)想實(shí)現(xiàn)專業(yè)化管理和進(jìn)一步發(fā)展就需要適當(dāng)引入優(yōu)秀的非家族職業(yè)經(jīng)理人（Chua等，2012；Stewart和Hitt，2012），非家族成員高管在管理者冒險決策中同樣扮演重要角色；其二，非家族成員高管不像控股家族那樣對企業(yè)具有強(qiáng)烈的個人情感依賴、認(rèn)同感和承諾，能夠充分地反映出控股家族與非家族所有者之間的代理沖突（Miller等，2014）。因此，非家族成員高管具有與控股家族不同的風(fēng)險偏好和決策行為，當(dāng)他們得到股權(quán)或期權(quán)等經(jīng)濟(jì)激勵后，便會對家族企業(yè)的跨地區(qū)擴(kuò)張行為產(chǎn)生一定的制約作用。

需要指出的是，由于股票所有權(quán)和股票期權(quán)具有非對稱風(fēng)險特性，二者可能會產(chǎn)生不同的激勵效應(yīng)。這是因?yàn)椋旱谝唬?jīng)典的代理理論認(rèn)為，股權(quán)有助于激勵那些厭惡風(fēng)險的高管在他們的戰(zhàn)略選擇中承擔(dān)更多的風(fēng)險（Dalton等，2007），相比之下，結(jié)合了前景理論和代理理論的行為代理模型則認(rèn)為，之前授予高管的股票期權(quán)的累積價值使其意識到自身財富將與戰(zhàn)略決策掛鉤，導(dǎo)致其避免損失的偏好超過了對收益的追求，這使得高管更不愿意承擔(dān)風(fēng)險（Wiseman和Gomez-Mejia，1998）。

第二，股票所有權(quán)和股票期權(quán)對管理人員的管理方式和決策行為目標(biāo)取向的影響不同。根據(jù)代理理論的觀點(diǎn)，被賦予股票所有權(quán)的非家族高管人員可以從股票價格上漲中受益，使得其利益與股東利益相一致，追求企業(yè)經(jīng)濟(jì)利益目標(biāo)的最大化；而在合同期內(nèi)的持有期權(quán)的高管人員只有在合約期結(jié)束后才能從更高的股票價格中受益，與家族成員達(dá)成戰(zhàn)略趨同能維護(hù)自己預(yù)期財富不受損失。因此，股票所有權(quán)將管理者的注意力集中在企業(yè)財務(wù)價值的提升上，修正家族企業(yè)過分關(guān)注非經(jīng)濟(jì)目標(biāo)的問題；而對于持有企業(yè)股票期權(quán)的高管，由于他們必須等待數(shù)年或者直到股權(quán)可以行使選擇權(quán)時才能從中獲取利益，這種獎勵促使非家族高管更加維護(hù)家族成員的情感價值，采取不急于立即提高公司股價、但會對企業(yè)未來的長期價值產(chǎn)生積極影響的決策（Martin等，2013）。

由此可見，激勵機(jī)制差異會影響高管人員戰(zhàn)略選擇的風(fēng)險偏好和目標(biāo)取向，最終導(dǎo)致他們在家族控制下的跨地區(qū)擴(kuò)張決策做出截然相反的行為表現(xiàn)。為此，下文將分別考察高管股票所有權(quán)和股票期權(quán)的激勵效應(yīng)。

（1）高管股票所有權(quán)的激勵效應(yīng)

現(xiàn)代公司金融理論認(rèn)為，由于股東能夠通過多樣化投資分散非系統(tǒng)性風(fēng)險，因此他們通常是風(fēng)險中性的，而經(jīng)理人的財務(wù)、人力資本均投資于某一特定企業(yè)，面臨的非系統(tǒng)性風(fēng)險較高（Jensen和Meckling，1976；Parrino等，2005；宋常等，2019）。因此風(fēng)險厭惡的管理者可能會出于風(fēng)險規(guī)避而放棄那些能夠帶來收益的投資決策（Holmstrom和Weisis，1985；Smith和Stulz，1985）。根據(jù)代理理論的主流觀點(diǎn)，企業(yè)通過授予高管以股權(quán)為基礎(chǔ)的激勵機(jī)制，使高管的風(fēng)險偏好與股東的風(fēng)險偏好保持一致，可以抑制高管的風(fēng)險厭惡，從而降低代理成本（Devers等，2008；Sanders和Hambrick，2007）。股權(quán)可以為高管帶來較長期的收益（Carpenter和Sanders，2004），將其薪酬直接與企業(yè)股價聯(lián)系起來。這激勵了高管追求可以提高股票價格，從而提升公司價值的戰(zhàn)略（Agrawal和Walking，1994）。另外，持有股權(quán)的高管作為股東，將在他們的商業(yè)決策中納入更長遠(yuǎn)的眼光（Coles等，2006），這將有助于遏制近視損失的厭惡感（Stein，1988）?；诖砝碚摚芾韺映止蓪︼L(fēng)險具有積極影響。持有股票所有權(quán)的時間越長，高管將進(jìn)行更多的長期且不確定性更高的投資（Coles等，2006）。此外，股東可能會將高管持股量的變動作為預(yù)測企業(yè)未來前景的信號，從而鼓勵高管長期保留股權(quán)。高管成員在出售部分所持股票的能力方面面臨重大限制。這與行為代理模型得到的結(jié)論一致，當(dāng)預(yù)測的績效不能令人滿意時，非家族高管可能會預(yù)料到財富的損失（持有股票的價值下降等），因此高管與股東利益一致，愿意承擔(dān)更大的戰(zhàn)略風(fēng)險。因此，股票所有權(quán)會鼓勵高管成員延長投資期限，并且增加他們的風(fēng)險承受能力（Loewenstein和Thaler，1989；Thaler等，1997）。

本文認(rèn)為，非家族成員高管股票所有權(quán)對家族企業(yè)跨區(qū)域擴(kuò)張的強(qiáng)度起到制約作用。第一，從代理理論和行為代理的角度看，非家族成員高管在獲得更多股票所有權(quán)激勵后更愿意承擔(dān)風(fēng)險，基于股權(quán)的薪酬激勵模式致使他們愿意采取提升公司價值的冒險性決策。擁有較高股票所有權(quán)的非家族成員高管往往具有更高水平的風(fēng)險偏好，更關(guān)注符合自身利益的經(jīng)濟(jì)目標(biāo)，使得他們在家族企業(yè)戰(zhàn)略決策過程中更愿意做出符合企業(yè)長期利潤增長與企業(yè)經(jīng)濟(jì)利益最大化的決策。當(dāng)控股家族不愿意進(jìn)行跨地區(qū)擴(kuò)張時，具有較大股票所有權(quán)的非家族成員高管會出于自身經(jīng)濟(jì)收益動機(jī)而反對，從而制約了家族控制對跨地區(qū)擴(kuò)張強(qiáng)度的負(fù)向效應(yīng)。第二，具有較高股票所有權(quán)的非家族高管具有更大的投票權(quán)與話語權(quán)，能夠在控股家族的戰(zhàn)略決策過程中表達(dá)自己的反對意見，有助于遏制控股家族因過度追求非經(jīng)濟(jì)目標(biāo)而做出的非理性決策?；诖?，本文提出如下假設(shè)：

假設(shè)3：非家族成員高管持股對家族企業(yè)跨區(qū)域擴(kuò)張的強(qiáng)度起到顯著的制約作用，即隨著非家族成員高管持有股票所有權(quán)比例的提高，家族涉入程度對家族企業(yè)跨區(qū)域擴(kuò)張強(qiáng)度的抑制作用被弱化。

（2）高管股票期權(quán)的激勵效應(yīng)

股票期權(quán)在高管薪酬方案中扮演著重要角色，是企業(yè)減少代理成本、激勵經(jīng)理人履行職責(zé)、促進(jìn)內(nèi)部人之間合作、增加風(fēng)險承擔(dān)意愿進(jìn)而提升企業(yè)價值的一項重要制度安排（Murphy，1999；宋常等，2019）。股票期權(quán)可以為高管帶來較長期的收益（Carpenter和Sanders，2004），將其薪酬直接與企業(yè)股價聯(lián)系起來，激勵高管追求股票價格的提高，從而提升企業(yè)價值（Agrawal和Walking，1994）。自2005年我國《上市公司股權(quán)激勵管理辦法（試行）》的首次頒布到2016年《上市公司股權(quán)激勵管理辦法》的正式出臺，期權(quán)激勵已經(jīng)成為常態(tài)化的薪酬激勵措施。行為代理模型預(yù)測，之前授予高管的股票期權(quán)的累計價值產(chǎn)生了風(fēng)險承受力，以及對損失避免的偏好超過對收益的追求，這使得高管更不愿意承擔(dān)風(fēng)險（Wiseman和Gomez-Mejia，1998）?；谠撃Ｐ?，本文認(rèn)為，非家族成員高管股票期權(quán)對家族控制與企業(yè)跨區(qū)域擴(kuò)張動機(jī)的關(guān)系起到支持性作用。

第一，股票期權(quán)可能會增加非家族成員高管財富風(fēng)險感知，進(jìn)而導(dǎo)致風(fēng)險規(guī)避。被授予且未行使的股票期權(quán)成為當(dāng)前非家族高管感知到的財富的一部分，可以看作是一種即刻稟賦（Thaler和Johnson，1990），出于對損失的厭惡，非家族高管在保留這些稟賦和賺取新的財富之間做出選擇會導(dǎo)致保守的規(guī)避風(fēng)險的態(tài)度。因此，合同中每年授予的股票期權(quán)可能會增加未來行使股票期權(quán)的收益，提高了非家族成員高管的風(fēng)險承擔(dān)，進(jìn)而導(dǎo)致風(fēng)險規(guī)避。規(guī)避損失的非家族高管更喜歡選擇保持這種預(yù)期價值的投資項目，而不是提高價值但是有風(fēng)險的投資項目。隨著股票期權(quán)比例的提高，風(fēng)險規(guī)避的高管逐漸意識到自己的財富是與未來公司價值緊密相連的，越發(fā)想保護(hù)其財富在長期內(nèi)不受損失，因此降低冒險性決策的可能性來鎖定當(dāng)前時點(diǎn)所擁有的財富。當(dāng)控股家族表明不愿意進(jìn)行跨區(qū)域擴(kuò)張時，擁有較高比例股票期權(quán)的高管不僅不會在決策過程中提出反對意見，還會提出與家族管理者一致的支持性意見，導(dǎo)致控股家族進(jìn)行跨區(qū)域擴(kuò)張的強(qiáng)度進(jìn)一步降低。

第二，持有更多的股票期權(quán)可能會使非家族成員高管在投資的時間導(dǎo)向上與家族成員保持一致。持有股票期權(quán)將通過增加非家族成員高管的長期定位來影響投資風(fēng)險偏好（Devers等，2008），抵消近視損失的厭惡傾向，更多關(guān)注未來進(jìn)行投資，緩解了對短期利潤的關(guān)注（Stein，1988）。受到股票期權(quán)激勵的非家族高管成為了家族企業(yè)的內(nèi)部人，更愿意從長期發(fā)展的角度來規(guī)避跨地區(qū)擴(kuò)張等冒險性決策，而做出更有利于家族企業(yè)永續(xù)經(jīng)營和基業(yè)長青的戰(zhàn)略決策。當(dāng)控股家族做出減少跨地區(qū)擴(kuò)張的決策時，非家族成員高管更傾向于表示支持?；诖?，本文提出如下假設(shè)：

假設(shè)4：非家族成員高管持有股票期權(quán)在家族控制與企業(yè)跨區(qū)域擴(kuò)張之間起到顯著的制約作用，即隨著非家族高管持有股票期權(quán)比例的提高，家族涉入程度對家族企業(yè)跨區(qū)域擴(kuò)張強(qiáng)度的抑制作用被強(qiáng)化。

三、 研究設(shè)計

（一）樣本來源和數(shù)據(jù)搜集

本文以2007—2018年滬深交易所的A股上市公司為基礎(chǔ)樣本庫，再從CSMAR數(shù)據(jù)庫、CCER數(shù)據(jù)庫、WIND數(shù)據(jù)庫以及CHOICE數(shù)據(jù)庫來獲得數(shù)據(jù)。本研究的數(shù)據(jù)主要包括：（1）企業(yè)特征數(shù)據(jù)：企業(yè)壽命、企業(yè)規(guī)模、企業(yè)性質(zhì)、所屬行業(yè)、所在地等變量；（2）組織結(jié)構(gòu)數(shù)據(jù)：股權(quán)集中度，獨(dú)立董事的比例，家族涉入程度、非家族高管股票所有權(quán)比例、非家族高管股票期權(quán)比例；（3）跨地區(qū)數(shù)據(jù)：跨地區(qū)經(jīng)驗(yàn)、目標(biāo)市場規(guī)模、與子公司地理距離等；（4）企業(yè)價值指標(biāo)：資產(chǎn)回報率（ROA）、凈資產(chǎn)收益率（ROE）等變量。此外為了保證數(shù)據(jù)的準(zhǔn)確性，本文還通過上市公司年報、上市公司首次公開招股說明書以及新浪財經(jīng)網(wǎng)、巨潮資訊網(wǎng)等對數(shù)據(jù)進(jìn)行了核實(shí)和補(bǔ)充。為獲取子公司注冊地、注冊資本等相關(guān)信息，本研究首先從CSMAR數(shù)據(jù)庫下載上市公司歷年關(guān)聯(lián)公司信息，再通過國家企業(yè)信用信息公示系統(tǒng)和天眼查并結(jié)合百度地圖補(bǔ)齊子公司注冊地所在省份和城市信息。為了確保樣本數(shù)據(jù)的質(zhì)量，本文剔除了以下樣本：（1）金融類上市公司；（2）企業(yè)性質(zhì)無法判定的公司；（3）ST、PT財務(wù)狀況出現(xiàn)異常的企業(yè)；（4）數(shù)據(jù)嚴(yán)重缺失的公司。經(jīng)過以上步驟，本文最終獲得16 547個觀測值。

（二）變量測量

（1）因變量：跨區(qū)域擴(kuò)張的強(qiáng)度（Entropy）。本文參考Thams等（2016）的做法并結(jié)合Jacquemin和Berry（1979）的計算方法來測量企業(yè)跨區(qū)域擴(kuò)張的強(qiáng)度。計算公式為：

其中，Entropy為熵指數(shù)；pi=Xi/X，即上市公司在城市i的注冊資本與上市公司全部子公司的注冊資本總和之比，N是上市公司跨地區(qū)的數(shù)量。熵指數(shù)越大，表明上市公司的跨區(qū)域擴(kuò)張的強(qiáng)度越大。

（2）自變量：家族控制（FamilyFirm）。本文參照Anderson和Reeb（2003）的方法，并結(jié)合其他學(xué)者的研究，以家族成員是否持有所有權(quán)并參與到公司治理和管理活動中作為界定家族控制與否的依據(jù)（Villalonga和Amit，2006；Gomez-Mejia等，2010）。家族控制的數(shù)據(jù)來源于國泰安數(shù)據(jù)庫中的“家族企業(yè)數(shù)據(jù)庫”，家族控制的概念界定采用廣義的方式，即至少滿足以下三種標(biāo)準(zhǔn)之一：①單個自然人企業(yè)家企業(yè)；②多個自然人企業(yè)家企業(yè)；③多人家族企業(yè)，即除實(shí)際控制人之外，至少1名有親屬關(guān)系的家族成員持股、管理、控制上市公司或控股股東公司的家族企業(yè)。滿足上述三者之一則FamilyFirm編碼為1，否則為0。家族涉入程度（FamilyInvolve）。根據(jù)上市公司披露的家族成員持有股票數(shù)量計算出家族成員持有股票數(shù)量的總和再除以公司發(fā)行的總股數(shù)，記做家族涉入程度（Chrisman等，2012）。

（3）調(diào)節(jié)變量：基于股票所有權(quán)和股票期權(quán)的激勵機(jī)制。①家族高管股票所有權(quán)比例（NoFamilyShare）：根據(jù)上市公司披露的高管持有股票數(shù)量，計算非家族高管人員持有股票數(shù)量的總和再除以企業(yè)發(fā)行的股票總數(shù)量，記做非家族高管股票所有權(quán)比例。②非家族高管股票期權(quán)比例（NoFamilyOption）：根據(jù)上市公司披露的高管持有期權(quán)的數(shù)量，計算非家族高管人員持有期權(quán)數(shù)量的總和再除以企業(yè)發(fā)行的股票總數(shù)量，記做非家族高管股票期權(quán)比例。

（4）控制變量。企業(yè)的決策行為通常會受到企業(yè)文化、組織特征以及決策者的個體特征等多種因素的制約。根據(jù)以往研究文獻(xiàn)，本文在模型中也控制了以下因素：①企業(yè)屬性，包括：企業(yè)規(guī)模（Size），本文將組織規(guī)模定義為公司期末總資產(chǎn)的自然對數(shù)；企業(yè)年齡（Age），定義為公司成立至今時間的自然對數(shù)；中央國有企業(yè)（CSoe），大股東或?qū)嶋H控制人屬于國務(wù)院國資委、中央國家機(jī)關(guān)或者中央國有企/事業(yè)單位；地方國有企業(yè)（LSoe），大股東/實(shí)際控制人屬于地方各級國資委、地方各級政府、部門或者地方國有企或事業(yè)單位。②公司治理機(jī)制，包括：股權(quán)集中度（ShareC），利用赫芬達(dá)爾指數(shù)計算前十大股東的所有權(quán)集中度；獨(dú)立董事比例（Ind），獨(dú)立董事人數(shù)占董事會人數(shù)的比例；團(tuán)隊平均年齡（GroupAge），高層管理者的年齡取均值；團(tuán)隊平均受教育水平（GroupEdu），其中小學(xué)畢業(yè)教育年限設(shè)為6年，初中畢業(yè)設(shè)為9年，高中、中專畢業(yè)設(shè)為12年，大專畢業(yè)設(shè)為15年，大學(xué)畢業(yè)設(shè)為16年，碩士研究生畢業(yè)設(shè)為19年，博士研究生畢業(yè)設(shè)為22年。③財務(wù)狀況，包括：資產(chǎn)負(fù)債率（AssetL），定義為總負(fù)債與總資產(chǎn)之比；業(yè)務(wù)收入增長率（GrowthRate），定義為（本年年末主營業(yè)務(wù)收入－本年年初主營業(yè)務(wù)收入）/本年年初主營業(yè)務(wù)收入。④地區(qū)市場情況，包括：跨地區(qū)經(jīng)驗(yàn)（Exp），定義為首次進(jìn)入該地區(qū)至今的年份取均值處理；地區(qū)市場規(guī)模（MarketSize），對子公司所在地的人口數(shù)（單位：萬人）取均值后進(jìn)行自然對數(shù)處理；地理距離（Distance），定義為上市公司所在城市與外地子公司的地理距離（單位：公里），取均值處理進(jìn)行自然對數(shù)處理。此外，本文還設(shè)立了年度（Year）和行業(yè)（Industry）的虛擬變量來控制年度和行業(yè)變化趨勢對企業(yè)多元化可能產(chǎn)生的影響。

（三）描述性統(tǒng)計

從表1可知，跨區(qū)域擴(kuò)張熵指數(shù)（Entropy）均值為0.629。家族控制（FamilyFirm）的均值為0.528，表明樣本中有50%左右的企業(yè)為家族企業(yè)。家族涉入程度（FamilyInvolve）均值為0.371，最小值為0，最大值為0.952。非家族高管股票所有權(quán)比例（NoFamilyShare）均值為2.85%，最大值為77.8%；非家族高管期權(quán)比例（NoFamilyOption）均值為0.058%，最大值為20%。

表1 變量代碼與描述性統(tǒng)計

（四）相關(guān)性分析

表2 是變量之間的相關(guān)系數(shù)表，由表中結(jié)果可知，非家族高管股票所有權(quán)比例（NoFamilyShare）與跨區(qū)域擴(kuò)張（Entropy）之間的關(guān)系顯著為負(fù)（p＜0.01），非家族高管股票期權(quán)比例（NoFamilyOption）與跨區(qū)域擴(kuò)張（Entropy）之間的關(guān)系顯著為正（p＜0.01）。家族涉入程度（FamilyInvolve）與跨區(qū)域擴(kuò)張強(qiáng)度（Entropy）之間的關(guān)系為負(fù)但是不顯著，有待后續(xù)進(jìn)一步統(tǒng)計檢驗(yàn)。

（五）數(shù)據(jù)處理

為了確保模型估計的一致性和有效性，在進(jìn)行數(shù)據(jù)檢驗(yàn)之前，本文進(jìn)一步對數(shù)據(jù)做了如下處理：（1）對所有連續(xù)變量做了1%水平上的Winsor縮尾處理，以避免異常值對檢驗(yàn)結(jié)果的影響（Flannery和Rangan，2006）。（2）對所有的解釋變量進(jìn)行了方差膨脹因子（VIF）檢驗(yàn)，排除多重共線性對檢驗(yàn)結(jié)果帶來的影響。（3）對交互項做了中心化處理；（4）在對模型進(jìn)行檢驗(yàn)的過程中，對因變量采取了滯后一期處理（Chen，2008）。此外，結(jié)合本文截面數(shù)N遠(yuǎn)大于時期數(shù)T的特征以及Hausman檢驗(yàn)要求采用固定效應(yīng)模型的結(jié)果[P（χ2=280.84）＜0.01]，面板數(shù)據(jù)可能存在的異方差、時間序列相關(guān)和橫截面等相關(guān)問題，使用通常的估計方法有可能導(dǎo)致標(biāo)準(zhǔn)誤差被低估，進(jìn)而影響模型的估計結(jié)果，借鑒前人的做法（連燕玲等，2014），采用Driscoll和Kraay（1998）處理標(biāo)準(zhǔn)誤差的方法，這樣可以使得估計結(jié)果的標(biāo)準(zhǔn)誤差具有無偏性、一致性和有效性（Driscoll和Kraay，1998）。因此，本文中的面板數(shù)據(jù)模型將主要采用D-K標(biāo)準(zhǔn)誤方法進(jìn)行估計。同時，本文采用了固定效應(yīng)模型來減少解釋變量潛在的內(nèi)生性問題（Wooldridge，2002；Sun等，2016）。

四、 檢驗(yàn)結(jié)果與討論

（一）模型設(shè)定

本文認(rèn)為，家族控制會影響企業(yè)跨地區(qū)發(fā)展的強(qiáng)度，此外，不同激勵措施下的非家族高管會對此效應(yīng)產(chǎn)生影響。為了驗(yàn)證假設(shè)，本文設(shè)定如下檢驗(yàn)?zāi)Ｐ停?/p>

表2 相關(guān)性分析

其中，Entropy為模型的被解釋變量——跨區(qū)域擴(kuò)張的強(qiáng)度，F(xiàn)amilyFirm為解釋變量——是否為家族企業(yè)，F(xiàn)amilyInvolve為解釋變量——家族涉入程度，NoFamilyShare和NoFamilyOption為調(diào)節(jié)變量，分別表示非家族高管持股比例和非家族高管股票期權(quán)比例；CVs表示一系列控制變量，包括企業(yè)規(guī)模、企業(yè)年齡、股權(quán)集中度、獨(dú)立董事比例、是否為央企或者是否為地方國企等；Iinds和Iyear分別代表行業(yè)和年份的虛擬變量； εi為隨機(jī)擾動項。

（二）檢驗(yàn)結(jié)果

表3為基本檢驗(yàn)，其中模型1僅有控制變量進(jìn)入模型，模型2檢驗(yàn)了家族控制與跨區(qū)域擴(kuò)張強(qiáng)度之間的關(guān)系，模型3檢驗(yàn)了家族涉入與家族企業(yè)跨區(qū)域擴(kuò)張強(qiáng)度之間的關(guān)系，模型4檢驗(yàn)了非家族高管股票所有權(quán)比例的調(diào)節(jié)效應(yīng)，模型5檢驗(yàn)了非家族高管股票期權(quán)比例的調(diào)節(jié)效應(yīng)，模型6為全模型檢驗(yàn)，所有變量及交互項均進(jìn)入模型。

表3模型2的檢驗(yàn)結(jié)果顯示，家族控制與跨區(qū)域擴(kuò)張強(qiáng)度的回歸系數(shù)顯著為負(fù)（β=-0.028 2，p＜0.05），這表明相較于非家族企業(yè)，家族企業(yè)進(jìn)行跨區(qū)域擴(kuò)張的強(qiáng)度更低，即家族控制抑制了企業(yè)跨區(qū)域擴(kuò)張。以上結(jié)果與假設(shè)1的論述相符合，因此本文的假設(shè)1得到了驗(yàn)證。模型3的結(jié)果顯示家族涉入程度與跨區(qū)域擴(kuò)張強(qiáng)度的回歸系數(shù)顯著為負(fù)（β=-0.032 4，p＜0.01），并且在模型4—6中仍保持顯著，這表明在家族企業(yè)中，隨著家族涉入程度的提高，跨區(qū)域擴(kuò)張的強(qiáng)度降低，因此本文的假設(shè)2得到了驗(yàn)證。模型4的結(jié)果顯示非家族高管股票所有權(quán)比例與家族涉入程度的交互項系數(shù)顯著為正（β=0.002 7，p＜0.05），并且在模型6中依舊顯著（β=0.002 8，p＜0.05），說明

隨著非家族成員高管持有的股票所有權(quán)比例的提高，家族涉入程度對家族企業(yè)跨區(qū)域擴(kuò)張強(qiáng)度的抑制作用被弱化，本文的假設(shè)3得到了驗(yàn)證。模型5的結(jié)果顯示非家族高管股票期權(quán)比例與家族涉入的交互項系數(shù)為負(fù)（β=-0.012 1，p＜0.1），并且在模型6中依舊顯著（β=-0.012 3，p＜0.1），說明非家族高管股票期權(quán)比例強(qiáng)化了家族涉入程度對家族企業(yè)跨區(qū)域擴(kuò)張強(qiáng)度的抑制作用，因此本文的假設(shè)4得到了驗(yàn)證。

表3 基本檢驗(yàn)

為了更直觀地觀測非家族高管持股比例和期權(quán)比例的調(diào)節(jié)效應(yīng)，本文根據(jù)模型4和模型5繪制了二維交互圖（Aiken等，1991），由圖1可知，非家族高管股票所有權(quán)比例弱化了家族涉入程度對企業(yè)跨區(qū)域擴(kuò)展的抑制程度；由圖2可知，非家族高管股票期權(quán)比例強(qiáng)化了家族涉入程度對企業(yè)跨區(qū)域擴(kuò)展的抑制程度。

圖1 非家族高管持股比例的調(diào)節(jié)效果圖

圖2 非家族高管期權(quán)比例的調(diào)節(jié)效果圖

（三）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了考察上述結(jié)論的穩(wěn)健性，本文通過PSM匹配法、更換主要變量以及分組檢驗(yàn)的方式來進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，結(jié)果與上述結(jié)論基本一致。

1. PSM匹配法

與非家族企業(yè)相比，家族企業(yè)本身存在許多潛在的特質(zhì)，受限于多方面的因素，導(dǎo)致其在跨區(qū)域擴(kuò)張的開展中很可能存在遺漏變量的問題。因此本文首先采用PSM方法（Rosenbaum和Rubin，1983），將帶有家族企業(yè)（處理組）與非家族企業(yè)（對照組）進(jìn)行匹配，通過建立Logit模型，依據(jù)目前可觀測的變量對所有企業(yè)進(jìn)行傾向打分，依據(jù)這個傾向得分采用“最近鄰近匹配法”對處理組合對照組進(jìn)行1∶1的匹配。最終保留匹配成功的樣本。經(jīng)過匹配后，兩組的傾向得分分布更加相似，幫助我們排除一些遺漏變量可能對結(jié)果造成的影響。

表4中模型2的檢驗(yàn)結(jié)果顯示，家族控制與跨區(qū)域擴(kuò)張強(qiáng)度的系數(shù)顯著為負(fù)（β=-0.025 3，p＜0.1），表明相較于非家族企業(yè)，家族企業(yè)進(jìn)行跨區(qū)域擴(kuò)張的強(qiáng)度更低，即家族控制抑制了企業(yè)跨區(qū)域擴(kuò)張。模型3的結(jié)果顯示家族涉入程度與跨區(qū)域擴(kuò)張強(qiáng)度的回歸系數(shù)顯著為負(fù)（β=-0.032 6，p＜0.05），并且在模型4—6中仍保持顯著，這表明在家族企業(yè)中，隨著家族涉入程度的提高，跨區(qū)域擴(kuò)張的強(qiáng)度降低。模型4的結(jié)果顯示非家族高管股票所有權(quán)比例與家族涉入程度的交互項系數(shù)則顯著為正（β=0.002 8，p＜0.05），并且在模型6中依舊顯著，說明隨著非家族成員高管持有股票所有權(quán)比例的提高，家族涉入程度抑制家族企業(yè)跨區(qū)域擴(kuò)張的強(qiáng)度被弱化。模型5結(jié)果顯示非家族高管股票期權(quán)比例與家族涉入程度的交互項系數(shù)為負(fù)（β=-0.012 9，p＜0.1），并且在模型6中依舊顯著，說明非家族高管股票期權(quán)比例強(qiáng)化了家族涉入程度對家族企業(yè)跨區(qū)域擴(kuò)張強(qiáng)度的抑制作用。經(jīng)過PSM匹配后的檢驗(yàn)結(jié)果驗(yàn)證了本文所有假設(shè)的穩(wěn)健性。

表4 PSM匹配法檢驗(yàn)

2. 更換因變量的測量方法

另一種常見的計算跨區(qū)域擴(kuò)張強(qiáng)度的方式是赫芬達(dá)爾指數(shù)（Grant等，1987；高丹雪等，2018），其計算公式為：

其中，Xi表示上市公司在城市i的注冊資本，X是企業(yè)對上市公司全部的注冊資本總額，N是上市公司跨地區(qū)的數(shù)量。HHI數(shù)值越大，表明上市公司的跨區(qū)域擴(kuò)張的強(qiáng)度越大。本文用赫芬達(dá)爾指數(shù)HHI替代跨區(qū)域擴(kuò)張熵指數(shù)進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

檢驗(yàn)結(jié)果如表5所示，模型2中家族控制的系數(shù)顯著為負(fù)（β=-0.012 8，p＜0.01），表明相較于非家族企業(yè)，家族企業(yè)進(jìn)行跨區(qū)域擴(kuò)張的強(qiáng)度更低，即家族控制抑制了企業(yè)開展跨區(qū)域擴(kuò)張；模型3中家族涉入程度與跨區(qū)域擴(kuò)張強(qiáng)度的回歸系數(shù)顯著為負(fù)（β=-0.010 3，p＜0.01），并且在模型4—6中仍保持顯著，這表明在家族企業(yè)中，隨著家族涉入程度的提高，跨區(qū)域擴(kuò)張的強(qiáng)度降低。模型4中非家族高管股票所有權(quán)比例與家族涉入程度的交互項系數(shù)則顯著為正（β=0.000 7，p＜0.01），說明非家族高管股票所有權(quán)比例緩解了家族涉入程度對家族企業(yè)跨區(qū)域擴(kuò)張強(qiáng)度的抑制作用；模型5中非家族高管股票期權(quán)比例與家族涉入程度的交互項系數(shù)部分顯著為負(fù)（β=-0.003 7，p＜0.01），說明非家族高管股票期權(quán)比例強(qiáng)化了家族涉入程度對家族企業(yè)跨區(qū)域擴(kuò)張的抑制程度。該穩(wěn)健性檢驗(yàn)的結(jié)果與先前的結(jié)果保持高度一致，并且在模型6中依舊顯著，本文的假設(shè)1—4均得到支持。

3. 更換調(diào)節(jié)變量的衡量方法

在高管團(tuán)隊中，CEO往往在最終的決策中起著關(guān)鍵的作用，所以我們使用非家族CEO持股比例和非家族CEO股票期權(quán)比例替換非家族高管持股比例和期權(quán)比例。結(jié)果如表6所示，模型2的檢驗(yàn)結(jié)果顯示，家族控制與跨區(qū)域擴(kuò)張動機(jī)的系數(shù)顯著為負(fù)（β=-0.012 7，p＜0.1），表明家族控制抑制了企業(yè)跨區(qū)域擴(kuò)張。模型3的結(jié)果表明家族涉入程度與跨區(qū)域擴(kuò)張強(qiáng)度的回歸系數(shù)顯著為負(fù)（β=-0.008 1，p＜0.01），并且在模型4和5中仍顯著，全模型6中不顯著。模型4的結(jié)果表明非家族CEO持股比例與家族涉入程度的交互項系數(shù)為正但不顯著。模型5的結(jié)果顯示非家族CEO股票期權(quán)比例與家族涉入程度的交互項系數(shù)顯著為負(fù)（β=-0.021 2，p＜0.01），并且在模型6中仍舊顯著，說明非家族CEO股票期權(quán)比例強(qiáng)化了家族涉入程度對家族企業(yè)跨區(qū)域擴(kuò)張強(qiáng)度的抑制作用。替換調(diào)節(jié)變量的檢驗(yàn)結(jié)果驗(yàn)證了假設(shè)1和假設(shè)4的穩(wěn)健性，假設(shè)2得到了部分支持，假設(shè)3沒有得到支持。

4. 分樣本檢驗(yàn)

本文基于家族一代以及二代成員是否參與到企業(yè)經(jīng)營管理之中進(jìn)行分組穩(wěn)健性檢驗(yàn)。由于家族企業(yè)的CEO一般任期較長（Lansberg，1999），家族所有者有意愿進(jìn)行家族內(nèi)繼承，這就導(dǎo)致家族企業(yè)更加關(guān)注未來，表現(xiàn)出更多的耐心資本和更長的投資期限（Lumpkin和Brigham，2011），而并不是急于一時進(jìn)行規(guī)模擴(kuò)張。所以家族成員是否參與到企業(yè)經(jīng)營管理中會影響其長時間維持家族身份的需求和社會情感財富的投入（Weigert和Hastings，1977，Chrisman和Patel，2012），這種差異可能會影響他們的戰(zhàn)略決策。為了檢驗(yàn)家族涉入與企業(yè)跨區(qū)域擴(kuò)張動機(jī)之間的關(guān)系，我們將家族企業(yè)依據(jù)家族一代擔(dān)任CEO、家族二代擔(dān)任CEO和非家族成員擔(dān)任CEO分為三組。檢驗(yàn)結(jié)果如表7所示。在模型1、模型2和模型3中，家族涉入程度的系數(shù)顯著為負(fù)（β=-0.044 6，p＜0.01；β=-0.042 9，p＜0.01；β=-0.047 4，p＜0.01），表明隨著家族涉入程度的提高，家族企業(yè)進(jìn)行跨區(qū)域擴(kuò)張的強(qiáng)度變得更低。

五、 拓展性檢驗(yàn)

（一）家族企業(yè)跨區(qū)域擴(kuò)張強(qiáng)度的過程機(jī)制：“去家族化”的影響效應(yīng)

由于家族企業(yè)發(fā)展到一定時期可能會由于經(jīng)營能力不足等問題而可能遭遇“瓶頸”而不得不進(jìn)行轉(zhuǎn)型升級。根據(jù)現(xiàn)代企業(yè)制度，家族企業(yè)在轉(zhuǎn)型過程中應(yīng)分散股權(quán)、引入外部經(jīng)理人，或是變更實(shí)際控制人，從而在不同程度上進(jìn)行“去家族化”（蘇琦和李新春，2004）。李歡等（2014）的研究表明，家族企業(yè)適當(dāng)引入優(yōu)秀的非家族職業(yè)經(jīng)理人對企業(yè)的長遠(yuǎn)發(fā)展很有必要，“去家族化”總體上提升了企業(yè)的價值。然而來自家族外部的職業(yè)經(jīng)理人并沒有體會過企業(yè)創(chuàng)建之初的艱難，對企業(yè)沒有深厚的感情積淀，也不會像家族成員那樣對企業(yè)具有強(qiáng)烈的個人情感依賴、認(rèn)同感和承諾（賀小剛等，2011；Miller等，2014），因此，相較于家族成員高管更多是以維持或增加社會情感財富作為主要決策參照點(diǎn)，非家族成員高管可能更傾向于作出跨區(qū)域擴(kuò)張這種長期來看符合經(jīng)濟(jì)邏輯的選擇。另外，非家族成員高管大部分是從外部激烈的競爭中脫穎而出的，他們在管理才能方面通常接受過比較專業(yè)、正規(guī)的培訓(xùn)，充實(shí)了企業(yè)的人力資本和財務(wù)資本，進(jìn)而拓寬了企業(yè)的投資視野（賀小剛等，2011；余恕蓮和王藤燕，2016）。除此之外，非家族成員高管作為家族企業(yè)的“外人”，為了追求來自控股家族成員對他們的“身份認(rèn)同”和成功后的精神滿足，勇于承擔(dān)更多風(fēng)險（胡艷和馬連福，2015），因此隨著家族企業(yè)的“去家族化”，越來越多的非家族成員高管加入到家族企業(yè)的治理之中，會更傾向于做出跨區(qū)域發(fā)展的決策。

表5 替換因變量的穩(wěn)健性檢驗(yàn)

表6 替換調(diào)節(jié)變量的穩(wěn)健性檢驗(yàn)

表7 分組穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果

除此之外，“去家族化”的家族企業(yè)同樣會受到基于股權(quán)和期權(quán)的激勵機(jī)制的制約作用。非家族高管所持有的股權(quán)比例是其當(dāng)前所感知到的財富的一部分，可以看作是一種即刻稟賦（Thaler和Johnson，1990）隨著持股數(shù)量的增加，非家族成員高管逐漸意識到自己的財富是與股票價格緊密相關(guān)的，越發(fā)想保護(hù)其股票價值在長期內(nèi)不受損失，此時“確定性收益”發(fā)揮著主導(dǎo)作用，非家族成員高管的風(fēng)險規(guī)避程度加重（Lefebvre等，2010；李小榮和張瑞君，2014；胡艷和馬連福，2015）。另一方面，由于股票期權(quán)是一種凸性的看漲期權(quán)，同時也使其持有人免受股價下行風(fēng)險的影響，因此授予非家族高管股票期權(quán)可以帶來穩(wěn)定的回報并激勵他們選擇更高的風(fēng)險承擔(dān)戰(zhàn)略（Haugen和Senbet，1981；Coles等，2006；王棟和吳德勝，2016）。先前的研究表明，基于期權(quán)的薪酬激勵十分有效，因?yàn)槠跈?quán)的價值會隨風(fēng)險提升，并且能夠輕松地重新定價，從而允許可能產(chǎn)生的決策失敗，因此期權(quán)激勵會導(dǎo)致研發(fā)投入、風(fēng)險投資、并購等冒險行為（Chen等，2006；Mehran和Rosenberg，2007；Cheng等，2010；Manso，2011；王姝勛和董艷，2020）。本文認(rèn)為，隨著非家族成員高管持有股票所有權(quán)比例的提高，非家族高管比例促進(jìn)企業(yè)跨區(qū)域擴(kuò)張強(qiáng)度的效果會被弱化，而非家族高管股票期權(quán)比例的提升強(qiáng)化了非家族高管比例對跨區(qū)域擴(kuò)張強(qiáng)度的促進(jìn)作用。

為了驗(yàn)證其中的作用機(jī)制，本文設(shè)定如下計量模型：

公式（3）中NoFamliyRate為非家族高管比例，該指標(biāo)具體計算方式如下：首先，從國泰安數(shù)據(jù)中的“家族企業(yè)數(shù)據(jù)庫”提取家族成員高管占比（即家族高管人數(shù)/高管人數(shù)），然后用（1-家族成員高管占比）記作非家族高管比例。其他變量同公式（2）。

表8中的模型1僅包括所有控制變量，模型2檢驗(yàn)了非家族高管比例與家族企業(yè)跨區(qū)域擴(kuò)張強(qiáng)度之間的關(guān)系，模型3檢驗(yàn)了非家族高管股票的調(diào)節(jié)效應(yīng)，模型4檢驗(yàn)了非家族高管股票期權(quán)的調(diào)節(jié)效應(yīng)，模型5為全模型檢驗(yàn)。模型2的檢驗(yàn)結(jié)果顯示，非家族高管比例與家族企業(yè)跨區(qū)域擴(kuò)張強(qiáng)度的回歸系數(shù)顯著為正（β=0.156 9，p＜0.01），表明非家族高管比例的提升促進(jìn)了家族企業(yè)跨區(qū)域擴(kuò)張的強(qiáng)度。模型3的結(jié)果顯示非家族高管股票所有權(quán)比例與非家族高管的交互項系數(shù)顯著為負(fù)（β=-0.015 2，p＜0.01），并且在模型5中依舊顯著，說明隨著非家族成員高管持有股票所有權(quán)比例的提高，非家族高管比例促進(jìn)家族企業(yè)跨區(qū)域擴(kuò)張強(qiáng)度的效果被弱化。模型4的結(jié)果顯示非家族高管股票期權(quán)比例與非家族高管比例的交互項系數(shù)為正（β=0.022 5，p＜0.05），并且在模型5中依舊顯著，說明非家族高管股票期權(quán)比例的提升強(qiáng)化了非家族高管比例對家族企業(yè)跨區(qū)域擴(kuò)張強(qiáng)度的促進(jìn)作用。

表8 “去家族化”對跨區(qū)域擴(kuò)張強(qiáng)度的影響

（二）家族企業(yè)跨區(qū)域擴(kuò)張的效率分析

跨區(qū)域擴(kuò)張對企業(yè)績效的影響是一個非常復(fù)雜的問題，也一直是學(xué)術(shù)界關(guān)注的問題（Buckley和Strange，2011）。要更深入地探討在中國境內(nèi)受家族控制的企業(yè)跨區(qū)域擴(kuò)張對企業(yè)價值的影響，需要控制企業(yè)其他戰(zhàn)略以及企業(yè)特定的情景因素。本文認(rèn)為家族控制下的企業(yè)跨區(qū)域擴(kuò)張與企業(yè)績效之間存在正向關(guān)系。基于內(nèi)部化理論和資源基礎(chǔ)理論的觀點(diǎn)（Buckley和Casson，1976），采取跨區(qū)域擴(kuò)張的企業(yè)可以基于在特定知識或者產(chǎn)品技術(shù)上的優(yōu)勢，通過組織內(nèi)部一系列活動從中獲取利益，在市場調(diào)節(jié)失靈的情況下，可以通過內(nèi)部資本市場和內(nèi)部勞動市場依舊保持著有效的資源分配，獲取高于特定市場平均水平的收益（Khanna和Palepu，1999；Nickerson和Zenger，2008）。在家族企業(yè)中，家族成員之間定期地頻繁地交流和溝通，成員之間更為緊密的關(guān)系和強(qiáng)大的社會資本促進(jìn)了企業(yè)內(nèi)部經(jīng)驗(yàn)和知識的共享，秉持著共同的企業(yè)愿景，以信任為紐帶，有助于建立主張自主、靈活和激進(jìn)的組織文化，有助于企業(yè)利用跨區(qū)域擴(kuò)張獲取綜合實(shí)力，減少企業(yè)競爭，維護(hù)家族企業(yè)的主導(dǎo)地位，從而取得更大的議價能力（Montgomery，1994）。家族企業(yè)有時可以利用自身良好的聲望建立起與其他家族企業(yè)的聯(lián)系（Okoroafo，1999），減少在跨區(qū)域擴(kuò)張過程中的壁壘。基于以上論述，本文認(rèn)為家族控制下的企業(yè)跨區(qū)域擴(kuò)張有利于企業(yè)價值的提升。

本文接下來考察了非家族高管比例是否通過跨區(qū)域擴(kuò)張影響家族企業(yè)的績效，我們以ROA作為衡量績效的指標(biāo)，考慮到跨區(qū)域擴(kuò)張造成的影響存在一定的滯后性，我們將納入模型的解釋變量進(jìn)行了滯后1期處理。表9中的模型2將非家族高管比例、非家族高管股票所有權(quán)比例、非家族高管股票期權(quán)比例及其交互項與跨區(qū)域擴(kuò)張強(qiáng)度（Entropy）同時納入模型。結(jié)果表明，家族控制下的企業(yè)跨區(qū)域擴(kuò)張有利于績效的提升。此外，模型4中使用ROE作為因變量，檢驗(yàn)結(jié)果與之前保持了高度的一致，這表明我們的研究結(jié)果具有一定的穩(wěn)健性。檢驗(yàn)結(jié)果可能的啟示在于，在中國情境之下，非家族高管比例更高的家族企業(yè)跨區(qū)域擴(kuò)張戰(zhàn)略的效率更高，能夠切實(shí)提升企業(yè)的經(jīng)營績效，增加企業(yè)的財務(wù)收益。

六、 結(jié)論與討論

本文基于代理理論和行為代理模型，探討了家族控制與企業(yè)跨區(qū)域擴(kuò)張強(qiáng)度之間的理論關(guān)系，并檢驗(yàn)了有關(guān)非家族高管不同的激勵機(jī)制在其中起到了怎樣的制約作用?；?007—2018年上市公司的數(shù)據(jù)，本文得到以下主要研究結(jié)論：（1）家族控制抑制了企業(yè)跨區(qū)域擴(kuò)張的強(qiáng)度。相較于非家族企業(yè)，家族企業(yè)為了維護(hù)家族成員對企業(yè)的控制權(quán)，避免社會情感財富受損而減少跨區(qū)域擴(kuò)張。（2）基于股權(quán)不同的激勵措施具有非對稱風(fēng)險特性，會影響高管人員投資決策上的時間取向和風(fēng)險偏好，最終導(dǎo)致他們在制定跨區(qū)域擴(kuò)張戰(zhàn)略的過程中做出截然相反的決策。具體而言，持有股票所有權(quán)的非家族高管更注重短期利益并表現(xiàn)為風(fēng)險規(guī)避的偏好，緩解了家族控制對企業(yè)跨區(qū)域擴(kuò)張的抑制作用；股票期權(quán)使得非家族高管更注重企業(yè)的長期發(fā)展，強(qiáng)化了家族控制對企業(yè)跨區(qū)域擴(kuò)張的抑制作用。（3）隨著家族企業(yè)的“去家族化”，越來越多的非家族成員高管加入到家族企業(yè)的治理之中，家族企業(yè)會更傾向于做出跨區(qū)域發(fā)展的決策。（4）企業(yè)跨區(qū)域擴(kuò)張有利于增加企業(yè)價值，而家族控制下的企業(yè)卻仍舊沒有采取這種跨區(qū)域擴(kuò)張的戰(zhàn)略，說明財務(wù)目標(biāo)對于家族企業(yè)而言并不是唯一的，控股家族更加關(guān)注社會情感財富等非財務(wù)目標(biāo)。

相比于前期文獻(xiàn)而言，本研究的理論啟示表現(xiàn)在以下幾個方面：第一，盡管中國企業(yè)很少進(jìn)行跨地區(qū)擴(kuò)張，但研究者大多將這一現(xiàn)象的問題歸結(jié)為地區(qū)間市場分割與制度性因素在起決定性因素（曹春方等，2015；宋淵洋，2015；宋淵洋和黃禮偉，2014），而未從公司的內(nèi)生性因素進(jìn)行討論。本文認(rèn)為跨地區(qū)擴(kuò)張可能存在公司治理結(jié)構(gòu)特別是家族治理機(jī)制的影響?；诖砝碚摵托袨榇砟Ｐ停疚奶接懥思易蹇刂茖ζ髽I(yè)跨區(qū)域擴(kuò)張的影響，這在一定程度上豐富了現(xiàn)有理論的應(yīng)用情境。第二，本文對家族治理的文獻(xiàn)也有一定的貢獻(xiàn)。社會情感財富理論提出之后，不少學(xué)者基于此理論對家族企業(yè)的冒險性決策行為進(jìn)行了深入研究（Berrone等，2012；Gomez-Mejia等，2011，2018；Block，2012；Chrisman和Patel，2012；朱沆等，2016），但這些研究并沒有關(guān)注到非家族高管對家族成員決策的影響作用。本文分析了非家族成員高管團(tuán)隊參與家族企業(yè)決策的重要作用和基于股票的激勵機(jī)制的作用機(jī)理，從股權(quán)和戰(zhàn)略領(lǐng)導(dǎo)力角度進(jìn)一步分析了家族企業(yè)內(nèi)部戰(zhàn)略動機(jī)的形成機(jī)制，進(jìn)一步完善和豐富了家族企業(yè)治理與戰(zhàn)略領(lǐng)導(dǎo)力的研究成果，為家族企業(yè)啟用基于股權(quán)的薪酬激勵機(jī)制提供了參考。第三，本文分析了在“去家族化”的背景下，隨著越來越多的非家族成員高管加入到家族企業(yè)的治理之中，這一分析視角的選取響應(yīng)了近期研究中關(guān)于家族企業(yè)中非家族成員戰(zhàn)略決策研究的呼吁（Patel和Cooper，2014），而關(guān)注家族企業(yè)非家族成員的動態(tài)也有助我們了解家族企業(yè)這一類企業(yè)組織中高管團(tuán)隊的戰(zhàn)略決策異質(zhì)性。

本文的結(jié)論具有如下管理啟示。首先，在中國情境下，雖然家族企業(yè)進(jìn)行跨區(qū)域擴(kuò)張的意愿不高，卻切實(shí)有效地提高了企業(yè)績效，說明關(guān)注非財務(wù)目標(biāo)使得控股家族立足長遠(yuǎn)，量力而行，較少出現(xiàn)盲目冒進(jìn)的情況。值得注意的是，最近爆出許多大型企業(yè)過度利用資本杠桿進(jìn)行盲目擴(kuò)張而引發(fā)財務(wù)危機(jī)，這可能會導(dǎo)致家族企業(yè)更加避免進(jìn)行跨區(qū)域擴(kuò)張，表現(xiàn)出“矯枉過正”的傾向，從而錯失企業(yè)發(fā)展的良機(jī)。其次，隨著家族企業(yè)在不同程度上進(jìn)行“去家族化”，越來越多的非家族成員高管加入到家族企業(yè)的治理之中，他們對于家族企業(yè)而言不再是“外人”，在戰(zhàn)略決策中同樣起到舉足輕重的作用。最后，基于股票所有權(quán)和期權(quán)的激勵機(jī)制可以影響非家族高管的戰(zhàn)略決策行為，股票所有權(quán)可以約束非家族高管的決策行為，幫助家族企業(yè)解決過分關(guān)注企業(yè)情感價值的問題，有利于提高其決策質(zhì)量，維護(hù)股東的利益；股票期權(quán)可以在一定程度上使得非家族高管與家族高管形成戰(zhàn)略趨同，有效降低家族企業(yè)聘用外來經(jīng)理人時的代理成本。據(jù)此，董事會可以制定出合理的基于股票的薪酬激勵機(jī)制，采取股票所有權(quán)和股票期權(quán)相結(jié)合的方式，使得所有利益相關(guān)者的效用達(dá)到最大化。

本文驗(yàn)證了家族控制對企業(yè)跨區(qū)域擴(kuò)張戰(zhàn)略決策的影響，并探究了基于股票的激勵機(jī)制的調(diào)節(jié)作用，豐富了有關(guān)社會情感財富理論、代理理論以及行為代理模型的相關(guān)研究，對家族企業(yè)冒險決策相關(guān)的研究進(jìn)行了一定程度的拓展，具有一定的現(xiàn)實(shí)意義。然而，本研究依然存在暫時無法克服的局限性和一些值得未來深入拓展的問題，比如本文沒有進(jìn)一步衡量非家族高管的任期、期權(quán)是否處于或即將處于行使期，以及高管對企業(yè)業(yè)績或價值感知到的風(fēng)險的影響。此外，家族成員也有部分被授予股票期權(quán)，其作用機(jī)制是否和非家族高管的激勵作用有所不同，也有待未來我們進(jìn)一步考察。此外，盡管本文的研究證實(shí)了高管激勵機(jī)制對家族企業(yè)跨區(qū)域擴(kuò)張戰(zhàn)略的影響是顯著的，后續(xù)也驗(yàn)證了家族控制下的跨區(qū)域擴(kuò)張會給企業(yè)績效帶來正面的影響，但是本文沒有更多地證實(shí)跨區(qū)域擴(kuò)張對股東價值的影響。以上這些在未來的研究設(shè)計中有待進(jìn)一步細(xì)化和完善。