政治关系的作用

—— 工具性动机还是社会性动机?一个有调节的中介模型

来源:第一届中国管理国际学术会议入选论文    日期:2016-05-03    浏览量:631次    编辑:吕秀芹

一、引言

        企业寻求政治联系是一个世界性的热门话题。大量事实和研究表明,世界各国企业都普遍存在政治关系,尤其是在新兴市场国家与发展中国家。企业政治关系日益成为市场与法律制度的一种替代机制,在社会经济活动中起到越来越重要的作用 (Li, Meng & Zhang, 2006)。

        企业政治关系的作用在转型经济环境中表现得尤为突出.在转型经济国家(如中国),包括法律、法规在内的正式制度约束比较脆弱,特别是市场机制和支撑市场发展的制度并不完善或很难实行。这给企业带来了很多不确定性,为了应对这种不确定性,企业必须依赖人际关系等非正式制度开展商业交易。这是因为,政治关系可以替代法律、法规等正式规则。例如,企业与政府官员的密切联系可以帮助企业获取土地、资本等稀缺资源,也可以帮助企业通过游说政府等方式(如提高行业进入壁垒)保持现有竞争优势,从而更好地应对外部威胁和不确定性。许多实证研究结果认为,企业与政府官员或其他企业的管理者建立的社会关系能够显著改善企业绩效。例如,Peng & Heath指出,在法律和法规等正式的制度约束薄弱的环境中,非正式制度约束,如体现在管理者培养的人际关系,可能在促进经济交流中发挥更重要的作用,从而对企业绩效的影响更为显著(Peng & Heath, 1996)。

        中国政府在超过三十年的经济转型的时间里一直保持着核心的作用,并且政府官员有相当大的权力:制定政策、分配资源、批准项目(Peng & Luo, 2000)。中国转型经济中的制度变迁的轨迹表明,虽然市场力量无疑已成为更重要的,但政府的影响不一定下降(Walder,1995)。事实上,中国政府即使在逐渐退出直接的经济参与过程中,仍然一直保持着一个活跃的经济地位。因此,商业机构和政府机构之间的相互依赖性仍然很高(Tjosvold et al., 2008)。

二、文献回顾与研究假设

        现有文献对转型经济中政治关系与企业绩效之间的关系进行了多角度的验证,得出了不同的结论。有的研究认为,政治关系对企业绩效有显著的正面影响。Peng和Luo(2000)对中国江苏、广东、浙江、上海、安徽和山东6个省市的127家企业进行了调研,发现企业与政府官员建立的关系网络对其绩效提高具有显著的正向影响。Sheng、Zhou和Li(2011)对来自北京、上海和广东三地的241家高科技企业的实证分析也揭示了政治关系对企业获取市场绩效和财务绩效的正面影响。Wong, Opper,and Hu (2004)在对中国非上市企业政治关系的问卷调查研究中发现,中国的大部分企业都与政府等相关部门存在密切的关系,而私营企业的经营绩效与其企业家的党员身份存在正相关关系,党员的身份促进了企业绩效的提高。Li等(2008)以2002年2324家中国私有企业作为研究样本,利用运用多元回归分析和OLS估计经验研究了私有企业政治关联对绩效的影响。研究结果表明私营企业家的党员身份对企业绩效有正的影响,这种正向影响在市场经济不完善和欠缺法律保护的地区尤为明显。罗党论、刘晓龙(2009)分析了民营上市企业2004-2006年的相关数据,研究表明,对于政府管制行业,民营企业采取政治策略更容易进入,政治关联有利于企业提高绩效,促进企业的长期发展。

        当然,也有部分学者得出了相反的结论。他们认为,政治关系对企业绩效有着负面的影响。虽然与政府官员的政治关系可以促进企业对关键资源的获取,但政治关系可能会对企业造成伤害,因为参与维持有益的长期关系和与政府的互动会花费大量的时间和金钱,以及随后的政府干预和阻碍。如Fan等(2007),将中国的国有上市企业作为研究对象,结果发现有政治关系的CEO对企业绩效的提升并没有积极作用,反而扮演着“掠夺之手”的角色。倪昌红、邹国庆(2010) 的研究结果表明,企业政治关系对企业的创新绩效和财务绩效具有负面影响。

        近期,管理学领域的国际顶级期刊AMJ发表了一篇名为《中国民营企业家寻求政治联系的儒家社会导向动机模型》的论文。该文章把聚焦点放在了中国民营企业家追求政治联系的动机上。文章提出了两个动机说明:个人利益动机(proself motive)和社会动机(prosocial motive),前者指企业家追求能够对企业和个人带来收益的行为,而后者指企业家追求对社会和大众带来收益的行为。该篇文章基于中国儒家提出的‘修身齐家治国平天下’的教义,系统地开发了‘儒家社会导向模型’,认为企业家追求政治活动和获得政治关联的动机是为了为社会做出贡献,从而实现了从强调‘关注自我’的西方人生发展理论到中国人提出的‘关注社会’的理论突破。

        本文认为, proself动机和prosocial动机同时存在于企业追求政治关联的活动中,而且,在企业获得政治关联之后,这两种动机将会产生两种不同的行为,即基于proself动机的行为(如进行低成本融资、获得土地政策优惠等)和基于prosocial动机的行为(参加社会慈善活动、参与社区民间活动等)。而这两种行为将会对政治关联与企业绩效之间的关系产生不同的影响。

        因此,基于以上研究,本文提出以下假设:

假设1:  基于proself动机的行为在政治关联与企业绩效之间的关系中起着中介作用。

假设2: 基于prosocial动机的行为在政治关联与企业绩效之间的关系中起着中介作用。

假设3a:政治关联和proself行为之间的关系受到制度环境的完善程度的负向调节作用;即制度环境越好,政治关联对proself行         为的作用将越弱,反之政治关联的作用越强。

假设3b: 政治关联和proself行为之间的关系受到市场环境的不确定性的正向调节作用;即市场环境不确定性越高,政治关联对         proself行为的作用将越强,反之政治关联的作用越弱。

假设3c: 政治关联和prosocial行为之间的关系受到吸取能力的负向调节作用;即吸取能力越强,政治关联对prosocial行为的作         用将越弱,反之政治关联的作用越强。

假设3d:政治关联和prosocial行为之间的关系受到制度环境的完善程度的负向调节作用;即制度环境越好,政治关联对               prosocial行为的作用将越弱,反之政治关联的作用越强。

假设3e: 政治关联和prosocial行为之间的关系受到市场环境的不确定性的正向调节作用;即市场环境不确定性越高,政治关联         对prosocial行为的作用将越强,反之政治关联的作用越弱。

假设3f: 政治关联和prosocial行为之间的关系受到吸取能力的负向调节作用;即吸取能力越强,政治关联对prosocial行为的作         用将越弱,反之政治关联的作用越强。

假设4a:政治关联通过proself行为作为中介机制影响企业绩效的过程受到调节变量制度环境完善程度的影响,并且制度环境完         善程度是在间接效应的第一阶段调节了三者的关系.也就是说,政治关联(通过proself行为)对企业绩效的间接效应或         总体效应受到制度环境的完善程度的调节。

假设4b:政治关联通过proself行为作为中介机制影响企业绩效的过程受到调节变量市场环境不确定性的影响,并且市场环境不         确定性是在间接效应的第一阶段调节了三者的关系.也就是说,政治关联(通过proself行为)对企业绩效的间接效应或         总体效应受到市场环境不确定性的调节。

假设4c:政治关联通过proself行为作为中介机制影响企业绩效的过程受到调节变量吸取能力的影响,并且吸取能力是在间接效         应的第一阶段调节了三者的关系.也就是说,政治关联(通过proself行为)对企业绩效的间接效应或总体效应受到吸取         能力的调节。

假设4d:政治关联通过prosocial行为作为中介机制影响企业绩效的过程受到调节变量制度环境完善程度的影响,并且制度环境         完善程度是在间接效应的第一阶段调节了三者的关系.也就是说,政治关联(通过prosocial行为)对企业绩效的间接效         应或总体效应受到制度环境的完善程度的调节。

假设4e:政治关联通过prosocial行为作为中介机制影响企业绩效的过程受到调节变量市场环境不确定性的影响,并且市场环境         不确定性是在间接效应的第一阶段调节了三者的关系.也就是说,政治关联(通过prosocial行为)对企业绩效的间接效         应或总体效应受到市场环境不确定性的调节。

假设4f:政治关联通过prosocial行为作为中介机制影响企业绩效的过程受到调节变量吸取能力的影响,并且吸取能力是在间接         效应的第一阶段调节了三者的关系.也就是说,政治关联(通过prosocial行为)对企业绩效的间接效应或总体效应受到         吸取能力的调节。

三、研究设计与方法

        3.1 研究设计、样本及数据

        本研究以江苏、安徽、山东三省的企业作为调查对象,通过联系当地政府官员,根据企业名单,随机挑选了企业进行问卷调查。调查时间从2010年到2014年。本研究的正式问卷包含两大部分的内容。企业基本信息以及个人基本信息构成问卷的第一部分,变量量表为问卷第二部分。问卷的主要部分包括企业政治关系、基于工具性/社会性动机行为、行业竞争环境、企业吸取能力以及企业绩效量表。

        3.2 变量选取及测度

        自变量。对于本研究的自变量政治关系,大家采取了三个指标(Peng & Luo, 2000),一是企业同中央政府联系的密切程度,二是企业同地方政府联系的密切程度,最后是企业同职能部门联系的密切程度。

        因变量。本研究的因变量是企业绩效.关于企业绩效的测量,以往研究中用来测量企业绩效的方法很多,测量的方式和标准也千差万别.一般来说,对于绩效的测量主要有财务指标和非财务指标两种.本研究以净资产收益率ROE(客观财务指标)、市场份额和新产品开发数(客观非财务指标)三项指标来衡量企业的绩效.

        中介变量。 本文认为,企业追求政治关联同时存在两种动机:工具性动机和社会性动机,而且,在企业获得政治关联之后,这两种动机将会产生两种不同的行为,即基于工具性动机的行为(进行低成本融资、获得土地政策优惠等)和基于社会性动机的行为(参加社会慈善活动、参与社区民间活动等).而这两种行为对政治关联与企业绩效之间的关系产生中介作用.

        调节变量。本研究在总结以往文献的基础上,分别设计了行业竞争动态性、行业竞争复杂性以及吸取能力的量表(见表2)。

        控制变量。企业规模可以在很大程度上影响企业的绩效,所以大家将“企业规模”作为控制变量。在行业层面, 不同所有制的企业对政治关联的需求不同,其对企业绩效的影响也不同,所以大家首先控制了企业所有制,其次大家控制了企业是否属于政府管制的行业,大家将属于管制性行业的企业编码为“1”,所有其他行业编码为“0”。此外,大家还对企业的区域进行了控制,根据地区划分计算了不同地区的市场化指数来衡量地区的市场化程度。

        4 实证分析与结果讨论

        4.1 信度与效度检验

        采用Cronbach'sα系数估计量表的内部一致性.一般来说,信度系数等于或大于0。700被认为是满足要求的。检验结果见表1, 各变量的 Cronbach ’s α 系数均达到了0.7水平,表明问卷具有良好的信度。此外,本文提出的测量指标对因子的累计方差说明程度都在0.5以上,满足聚敛效度。

 

                                       1 各量表的 项目信度和验证性因子分析( CFA)结果

 

变量

信度

效度

Cronbach’α

组合信度CR

因子载荷

平均萃取值AVE

政治关系

0.824

0.849

 

0.66

与中央政府的关系密切程度

0.62

与地方政府的关系密切程度

0.94

与职能部门的关系密切程度

0.84

社会性行为

0.956

0.957

 

0.74

利于理解税务政策

0.86

利于进行纳税筹划

0.89

利于获得政策支撑

0.87

利于把握政策变动

0.87

利于理解投资政策

0.90

利于低成本融资

0.80

利于获得土地政策优惠

0.79

利于理解其他相关政策

0.88

社会性行为

0.946

0.946

 

0.78

企业参与社区民间活动频率

0.89

企业参加社会慈善活动频率

0.90

企业义务参加社区活动频率

0.93

对所在社区知名度重视程度

0.87

对所在社区美誉度重视程度

0.82

制度环境完善程度

0.814

0.814

 

0.59

监管是否有利

0.74

经济是否有利

0.78

社会学问是否有利

0.79

市场环境不确定性

0.771

0.774

0.53

客户变化复杂程度

0.72

供应变化复杂程度

0.74

技术变化复杂程度

0.73

吸取能力

0.940

0.941

0.73

能在储备常识中找到线索

0.81

能有效将常识融入新用途

0.88

能分析市场对技术的要求

0.87

快速运用技术服务客户

0.88

将现有技术转化成新产品

0.84

将新技术融入新产品创意

0.84

企业绩效

0.879

0.887

0.66

市场份额

0.67

市场份额增长率

0.79

销售毛利率

0.88

净资产收益率(ROE

0.88

 

        4.2 描述性统计

        表2列示了样本企业研究变量的相关系数。可以看出 ,表中相关变量之间的相关系数都不超过0.5,说明如果把所有的变量放到同一模型中,变量之间将不会产生严重的多重共线性问题。


 

        4.3 回归分析与假设检验

        本研究采用 SPSS20.0 App,以层级回归分析对本文变量间的理论关系假设进行实证检验.具体检验结果见表4.


 

 

         从表3a可以看出,在放入中介变量工具性行为之前,政治关联同企业绩效显著相关(t=0.16,p<0.01),而放入中介变量工具性行为之后,其对企业绩效的系数变的不显著了(t=-0.04,p>0.1),这说明这工具性行为在政治关联同企业绩效的关系中起着中介作用,因此,假设1得到验证。同样,从表3a可以看出,在放入中介变量社会性行为之后, 政治关联对企业绩效的系数变的不显著了(t=0.01,p>0.1),这说明这社会性行为在政治关联同企业绩效的关系中也起着中介作用,因此,假设2也得到了验证。

        此外,通过表3a可以看出,制度环境完善程度对政治关联和工具性行为行为关系的负向调节作用显著(t=-0.17,p<0.001),这说明,假设3a得到验证。但市场环境不确定性对政治关联和工具性行为行为关系的正向调节作用(t=0.03 ,p>0.1)以及吸取能力对政治关联和工具性行为行为关系的负向调节作用(t=-0.05 ,p>0.1)都不显著,这说明,假设3b和假设3c没有得到验证。而通过表3b可以看出,市场环境不确定性对政治关联和社会性行为行为关系的正向调节作用显著(t=0.09,p<0.05),这说明,假设3e得到验证。但制度环境完善程度对政治关联和社会性行为行为关系的负向调节作用(t=-0.03 ,p>0.1)以及吸取能力对政治关联和社会性行为行为关系的负向调节作用(t=-0.05 ,p>0.1)都不显著,这说明,假设3d和假设3f都没有得到验证。

        接下来,为了分析三个调节作用对整个模型的调节作用,大家借鉴了Edwards & Lambert (2007)对有调节的中介模型的验证方法,计算了各阶段的路径系数,如下表:

 

        根据Edwards & Lambert (2007),本文的模型属于第一阶段和直接效应有调节的中介模型(First Stage and Direct Effect Moderation Model)。对于第一阶段,其回归方程为:M = a05+aX5X+aZ5Z+aXZ5XZ+eM5,而对于总的模型,其回归方程为:Y= [b06+bZ6Z+ (a05 +aZ5Z) bM6] + [(bX6 +bXZ6Z) + (aX5+aXZ5Z) bM6] X+ eY6+bM6eM5。其中,bX6 +bXZ6Z是直接效应的系数,而(aX5+aXZ5Z) bM6是间接效应的系数,(aX5+aXZ5Z) 为第一阶段,bM6为第二阶段.表4a列示了各阶段的系数。从表中可以看出,对于工具性行为中介机制来说,制度环境完善程度的间接效应系数显著(t=0.07, p<0.01),而总效应不显著,这说明假设4a得到了部分验证;市场环境不确定性的间接效应和总效应都非常显著,这说明假设4b得到了验证;而吸取能力的间接效应和总效应都不显著,这说明假设4c没有得到验证。

        而对于社会性行为中介机制来说,制度环境完善程度的间接效应和总效应都不显著,这说明假设4d没有得到验证;市场环境不确定性的间接效应和总效应都非常显著,这说明假设4e得到了验证;而吸取能力的间接效应和总效应都不显著,这说明假设4f没有得到验证。

五、讨论与结论

        本文主要的研究结论有:

        政治关联和企业绩效之间同时存在两种中介机制:工具性行为行为和社会性行为,二者同时存在且同等重要。也就是说,在企业获得政治关联后,除了会采取基于工具性行为动机的行为来提高企业绩效之外,还存在基于社会性动机行为(非经济动机)的行为,这些行为包括帮助解决社会公平、贪腐、民生问题,提案关注,运用赋予的法定角色采取行动,监督、督促行政部门处理社会问题等。这说明企业寻求政治关联的动机并不是单一的,而是非常复杂的。值得关注的是,企业获得政治关联后,除了会采取基于工具性行为动机的行为来提高企业绩效之外,还存在基于社会性动机行为(非经济动机)的行为,这些行为包括帮助解决社会公平、贪腐、民生问题,提案关注,运用赋予的法定角色采取行动,监督、督促行政部门处理社会问题等,这有助于对政府机构或官员与企业家之间更好地相互理解、培育健康的政商关系提供理论依据和指南。

        本研究结论对于企业及其管理者具有管理启示和实践意义。政府通过制度设施和监管制度,在融资,信息和技术等方面,为企业提供了强有力的支撑(Li and Atuahene-Gima, 2002)。鉴于政府在发展和支撑企业发展中的重要作用,企业应当与政府官员建立广泛的网络,依靠这些网络获取信息和资金,从而有助于他们的绩效(Li and AtuaheneGima, 2002)。此外,根据李绪红等提出的‘儒家社会导向模型’,企业更应该通过追求政治关系来‘关注社会’,为社会做贡献。(编辑:吕秀芹)


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