中國上市家族企業(yè)ODI模式選擇
——基于社會(huì)情感財(cái)富的視角

王兆文 黃 丹

(上海交通大學(xué) 安泰經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，上海 200030)

1 理論與假設(shè)

在家族企業(yè)ODI中，設(shè)立的取得方式能夠使母公司決定被投資企業(yè)的組織結(jié)構(gòu)，自由選擇外派或雇用當(dāng)?shù)貑T工，傳承母公司現(xiàn)有的企業(yè)文化，有利于保護(hù)家族社會(huì)情感財(cái)富。而采取并購時(shí)，被投資企業(yè)現(xiàn)有員工不一定都能對(duì)家族所有者忠誠，因而存在削弱家族對(duì)投資企業(yè)控制力的可能，并且家族所有者往往依賴被并購企業(yè)現(xiàn)有經(jīng)理人管理公司，賦予他們更多話語權(quán)，這使得并購模式不利于家族保護(hù)其社會(huì)情感財(cái)富。家族持股比例越高，家族所有權(quán)賦予家族影響企業(yè)戰(zhàn)略決策的能力越強(qiáng)，家族對(duì)于社會(huì)情感財(cái)富追求和保護(hù)的意愿越強(qiáng)，企業(yè)越傾向于選擇能夠保護(hù)社會(huì)情感財(cái)富的設(shè)立方式進(jìn)行ODI。而家族成員進(jìn)入企業(yè)董事會(huì)，參與企業(yè)管理，可以使家族企業(yè)所有者與管理者的利益趨于一致，從而傾向于以保護(hù)家族社會(huì)情感財(cái)富的設(shè)立方式進(jìn)行ODI。因此，我們得到以下假設(shè)：

H1a：家族持股比例與在ODI中選擇設(shè)立的取得方式呈顯著正相關(guān)。

H1b：家族管理涉入與在ODI中選擇設(shè)立的取得方式呈顯著正相關(guān)。

同樣，家族選擇全資的ODI持股方式，能夠使母公司保持對(duì)投資企業(yè)的完全控制，使被投資企業(yè)實(shí)施對(duì)家族所有者有利的決策。在合資方式下，企業(yè)往往需要咨詢當(dāng)?shù)氐暮腺Y方以實(shí)現(xiàn)目標(biāo)，合資方可能做出謀取私利的行為。因此，在家族持股比例高或家族涉入管理時(shí)，家族企業(yè)傾向于選擇全資的ODI持股方式以加強(qiáng)對(duì)海外資產(chǎn)的控制，從而保護(hù)社會(huì)情感財(cái)富。因此，我們得到以下假設(shè)：

H2a：家族持股比例與在ODI中選擇全資的持股方式呈顯著正相關(guān)。

H2b：家族管理涉入與在ODI中選擇全資的持股方式呈顯著正相關(guān)。

Root等指出四種國家風(fēng)險(xiǎn)會(huì)顯著影響企業(yè)進(jìn)入投資所在國家的方式，包括普通政治風(fēng)險(xiǎn)(如政治系統(tǒng)不穩(wěn)定)、所有權(quán)控制權(quán)風(fēng)險(xiǎn)(如征收和干涉)、經(jīng)營風(fēng)險(xiǎn)(如價(jià)格管制、當(dāng)?shù)睾恳?、轉(zhuǎn)移風(fēng)險(xiǎn)(如貨幣兌換、匯款管制)。與設(shè)立方式相比，并購需要解決管理、文化、組織結(jié)構(gòu)整合的問題，當(dāng)投資地區(qū)風(fēng)險(xiǎn)較大時(shí)，解決這些整合問題的難度和成本也更大，整合失敗帶來資源及聲譽(yù)的損失會(huì)使家族的社會(huì)情感財(cái)富受損。設(shè)立方式更好地連接了母公司和被投資企業(yè)的管理關(guān)系，具有戰(zhàn)略靈活性，因此在高投資風(fēng)險(xiǎn)地區(qū)通過設(shè)立的方式進(jìn)入，更有利于減少投資失敗帶來家族社會(huì)情感財(cái)富損失的可能性。在全資與合資的選擇問題上，Hill等指出，地區(qū)風(fēng)險(xiǎn)越高，企業(yè)在國際化時(shí)傾向于通過較少的資源承諾進(jìn)入以降低可能發(fā)生退出時(shí)帶來的損失，因而在高風(fēng)險(xiǎn)的地區(qū)以合資方式進(jìn)行ODI，能夠減少投資退出時(shí)家族社會(huì)情感財(cái)富的損失。家族持股比例更高、家族涉入管理時(shí)，家族與企業(yè)的聯(lián)結(jié)更加緊密，家族成員對(duì)家族身份的認(rèn)同感更強(qiáng)，在投資風(fēng)險(xiǎn)高的地區(qū)以低風(fēng)險(xiǎn)的方式進(jìn)行ODI，能夠減少ODI失敗給社會(huì)情感財(cái)富帶來損失的可能性。由此得到以下假設(shè)：

H3a：地區(qū)投資風(fēng)險(xiǎn)越高，家族持股比例對(duì)ODI中選擇設(shè)立方式的正效應(yīng)越強(qiáng)。

H3b：地區(qū)投資風(fēng)險(xiǎn)越高，家族管理涉入對(duì)ODI中選擇設(shè)立方式的正效應(yīng)越強(qiáng)。

H4a：地區(qū)投資風(fēng)險(xiǎn)越高，家族持股比例對(duì)ODI中選擇全資方式的正效應(yīng)越弱。

H4b：地區(qū)投資風(fēng)險(xiǎn)越高，家族管理涉入對(duì)ODI中選擇全資方式的正效應(yīng)越弱。

以上假設(shè)可以總結(jié)為圖1的模型。

圖1 家族企業(yè)ODI模式選擇的假設(shè)模型

2 研究設(shè)計(jì)

2.1 樣本和數(shù)據(jù)

本研究對(duì)象為2016年之前上市且在2016年末有ODI存量的A股上市家族企業(yè)及其海外關(guān)聯(lián)公司，海外關(guān)聯(lián)公司包括海外子公司和聯(lián)營企業(yè)。本研究對(duì)家族企業(yè)定義為實(shí)際控制人為自然人，且有與實(shí)際控制人有親屬關(guān)系的家族成員持股、管理、控制上市公司或上市公司的控股股東公司。根據(jù)以上條件篩選，剔除最近三年有財(cái)務(wù)造假、實(shí)際控制人發(fā)生非家族內(nèi)變更的公司，再剔除僅在英屬維爾京群島、開曼群島設(shè)有海外關(guān)聯(lián)公司的企業(yè)，最終樣本為645家上市公司及其投資的2188家海外關(guān)聯(lián)公司。家族企業(yè)基礎(chǔ)數(shù)據(jù)來自CSMAR數(shù)據(jù)庫，并將數(shù)據(jù)與企業(yè)年報(bào)、公告人工核對(duì)進(jìn)行改正補(bǔ)充，財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)來自Wind數(shù)據(jù)庫，其余數(shù)據(jù)來源在變量定義與測(cè)量部分介紹。

2.2 變量定義與測(cè)量

(1)因變量。ODI取得方式(EST)，當(dāng)海外關(guān)聯(lián)公司由設(shè)立方式取得時(shí)，該變量取1，由并購方式取得時(shí)，該變量取0。ODI持股方式(STAKE)為虛擬變量，當(dāng)海外關(guān)聯(lián)公司由母公司全資持股時(shí)，該變量取1，合資持股時(shí)，該變量取0。

(2)自變量。家族持股比例(OWN)，為2014—2016年家族對(duì)上市公司的平均持股比例，由實(shí)際控制人持股比例和家族其他成員持股比例相加得到。家族管理涉入(MGT)為虛擬變量，若2014—2016年家族企業(yè)的董事長或CEO由家族成員擔(dān)任則此變量取1，否則取0。

(3)調(diào)節(jié)變量。地區(qū)投資風(fēng)險(xiǎn)(INV)，為PRS集團(tuán)在《國家風(fēng)險(xiǎn)指南》中測(cè)量的分國別投資環(huán)境指數(shù)，該指南被廣泛用于學(xué)術(shù)研究。投資環(huán)境指數(shù)從合同可行性/征收(Contract Viability/Expropriation)、利潤轉(zhuǎn)回(Profits Repatriation)、支付延期(Payment Delays)3個(gè)維度評(píng)估，該指數(shù)越小表示所在地區(qū)投資風(fēng)險(xiǎn)越大。

(4)控制變量。本研究借鑒以往的研究，設(shè)置了如下控制變量：

公司層面控制變量。董監(jiān)高海外背景(OVS)，為年末董監(jiān)高中有海外背景的人數(shù)占比，采用2014—2016年平均值，海外背景來源于公司年報(bào)中對(duì)董監(jiān)高的簡歷描述，若董監(jiān)高有海外求學(xué)或任職經(jīng)歷，認(rèn)為其有海外背景。家族資本化時(shí)間(YEAR)為家族進(jìn)入資本市場的時(shí)間，若企業(yè)上市時(shí)為家族控制，取上市日至2016年的年數(shù)，若企業(yè)上市時(shí)非家族控股，后來變更為家族控制，則取家族取得控制權(quán)的時(shí)間至2016年的年數(shù)。家族企業(yè)規(guī)模(SIZE)為2014—2016年平均總資產(chǎn)規(guī)模取自然對(duì)數(shù)。總資產(chǎn)收益率(ROA)、資產(chǎn)負(fù)債率(LEV)均為2014—2016年平均值。所屬行業(yè)(MANU)衡量家族企業(yè)是否為制造業(yè)，若為制造業(yè)則取1，非制造業(yè)取0，行業(yè)分類參考證監(jiān)會(huì)標(biāo)準(zhǔn)。

國家層面控制變量。地理距離(GEO)，為ODI所在地與中國大陸的地理距離取自然對(duì)數(shù)，距離來自CEPII數(shù)據(jù)庫。地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平(GDPG)，為ODI所在地2014—2016年的GDP復(fù)合增長率。文化差異(CUL)采用Geert Hofstede國家文化差異指數(shù)，包括權(quán)力距離、不確定性規(guī)避、個(gè)人主義與集體主義、男性化與女性化、長期方向與短期規(guī)范方向及放縱與克制6個(gè)維度，本研究根據(jù)6個(gè)維度計(jì)算不同地區(qū)到中國的歐氏距離作為文化差異指標(biāo)。政府治理水平(WGI)，為世界銀行發(fā)布的世界治理指數(shù)，指標(biāo)包含話語權(quán)和責(zé)任、政治穩(wěn)定與無暴力、政府效率、監(jiān)管質(zhì)量、法治、腐敗控制6個(gè)維度，研究采用6個(gè)維度平均值衡量投資地區(qū)政府的治理水平。

2.3 初步統(tǒng)計(jì)分析

研究涉及的645家上市公司分布在全國28個(gè)省級(jí)地區(qū)，涵蓋15個(gè)行業(yè)大類。持股比例最低的家族僅持有上市公司9.03%的股權(quán)但仍被認(rèn)定為實(shí)際控制人，最大98%的持股比例是因?yàn)槟陥?bào)日首發(fā)尚未完成，股權(quán)未受稀釋。資本化時(shí)間最短的企業(yè)上市不滿1年，最長的已上市24年。

被投資的2188個(gè)海外關(guān)聯(lián)企業(yè)分布在全球75個(gè)國家和地區(qū)，有2086家為子公司，102家為聯(lián)營企業(yè)或合營企業(yè)；有1439家通過設(shè)立方式獲取，占65.8%；有1707家為母公司全資持有，占78%。這說明設(shè)立和全資持股為我國上市家族企業(yè)ODI的主流方式。涉及變量的均值、標(biāo)準(zhǔn)差、極值見表1。

表1 相關(guān)變量的描述性統(tǒng)計(jì)分析

2.4 相關(guān)性分析

進(jìn)行回歸分析前，先對(duì)模型中的變量進(jìn)行PEARSON相關(guān)性檢驗(yàn)。根據(jù)檢驗(yàn)結(jié)果，變量MGT與EST的相關(guān)系數(shù)顯著為正，符合預(yù)期；變量OWN與STAKE的相關(guān)系數(shù)顯著為正，符合預(yù)期；而變量OWN與EST、MGT與SATKE的相關(guān)性均不顯著，與預(yù)期的顯著正相關(guān)關(guān)系不符，本文將在后續(xù)的回歸分析中對(duì)上述變量的相關(guān)性進(jìn)一步檢驗(yàn)。

3 分析結(jié)果

3.1 回歸結(jié)果分析

為驗(yàn)證本研究提出的假設(shè)，使用STATA軟件對(duì)樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行LOGIT模型回歸，回歸結(jié)果列示于表2中。

模型(1)因變量為EST，檢驗(yàn)OWN和MGT對(duì)EST的主效應(yīng)，模型在0.01水平上顯著，VIF小于10。從變量回歸系數(shù)來看，OWN的系數(shù)為正但不顯著，假設(shè)H1a未得到驗(yàn)證。MGT系數(shù)在0.01水平上顯著為正，即由家族成員擔(dān)任董事長或CEO的家族企業(yè)，在進(jìn)行ODI時(shí)更傾向于選擇設(shè)立的取得方式，假設(shè)H1b得到驗(yàn)證。

模型(2)因變量為STAKE，檢驗(yàn)OWN和MGT對(duì)STAKE的主效應(yīng)，模型在0.01的顯著性水平下通過了顯著性檢驗(yàn)，VIF小于10。從變量回歸系數(shù)來看，STAKE與OWN在0.01水平上顯著正相關(guān)，表明家族持股比例越大，家族企業(yè)在進(jìn)行ODI時(shí)越傾向于選擇全資持股，假設(shè)H2a得到驗(yàn)證，而STAKE與MGT則在0.01水平上顯著負(fù)相關(guān)，即由家族成員擔(dān)任董事長或CEO的家族企業(yè)傾向于合資持股，這與假設(shè)H2b相反，將在后文討論。

模型(3)、(4)、(5)為引入地區(qū)投資風(fēng)險(xiǎn)(INV)作為調(diào)節(jié)變量后的實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果，由于假設(shè)H1a未能驗(yàn)證，故H3a亦未能驗(yàn)證，此處未列出。模型(3)因變量為EST，檢驗(yàn)地區(qū)投資風(fēng)險(xiǎn)(INV)對(duì)家族管理涉入(MGT)和ODI取得方式(EST)相關(guān)關(guān)系的調(diào)節(jié)作用。模型在0.01水平上通過了顯著性檢驗(yàn)，VIF小于10。交乘項(xiàng)INV*MGT的系數(shù)在0.05水平上顯著為負(fù)，即地區(qū)投資風(fēng)險(xiǎn)越高，家族管理涉入與ODI取得方式的相關(guān)性越強(qiáng)，家族成員擔(dān)任董事長或CEO的家族企業(yè)更傾向選擇設(shè)立而非并購，假設(shè)H3b得到驗(yàn)證。

模型(4)因變量為STAKE，檢驗(yàn)地區(qū)投資風(fēng)險(xiǎn)(INV)對(duì)家族持股比例(OWN)和ODI持股方式(STAKE)相關(guān)關(guān)系的調(diào)節(jié)作用。模型在0.01水平上通過了顯著性檢驗(yàn)，VIF小于10。交乘項(xiàng)INV*OWN的系數(shù)在0.05水平上顯著為正，即地區(qū)投資風(fēng)險(xiǎn)越低，家族持股比例與ODI持股方式的相關(guān)性越強(qiáng)，家族持股比例越大的家族企業(yè)越可能在ODI中選擇全資持股而非合資持股，假設(shè)H4a得到驗(yàn)證。

模型(5)因變量為STAKE，檢驗(yàn)地區(qū)投資風(fēng)險(xiǎn)(INV)對(duì)家族管理涉入(MGT)和ODI持股方式(STAKE)相關(guān)關(guān)系的調(diào)節(jié)作用。模型在0.01水平上通過了顯著性檢驗(yàn)，VIF小于10。交乘項(xiàng)INV*MGT的系數(shù)在0.1水平上顯著為負(fù)，即投資所在地的投資風(fēng)險(xiǎn)越高，家族管理涉入與ODI持股方式的相關(guān)性越強(qiáng)，家族成員擔(dān)任董事長或CEO的家族企業(yè)減少了對(duì)合資模式的偏好，這與假設(shè)H4b不一致，將在后文討論。

表2 LOGIT模型回歸結(jié)果

注：***P<0.01，**P<0.05，*P<0.1，括號(hào)內(nèi)為標(biāo)準(zhǔn)誤

3.2 研究結(jié)果討論

3.2.1家族企業(yè)ODI的取得方式

實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果表明家族成員管理涉入對(duì)家族企業(yè)ODI取得方式有顯著影響，家族成員擔(dān)任董事長或CEO的企業(yè)ODI時(shí)更傾向于選擇設(shè)立而非并購，這與假設(shè)一致。由家族成員擔(dān)任董事長或CEO的家族企業(yè)，更加傾向于采取設(shè)立的ODI取得方式以保護(hù)社會(huì)情感財(cái)富。

引入調(diào)節(jié)變量后的回歸結(jié)果表明隨著地區(qū)投資風(fēng)險(xiǎn)的提高，家族管理涉入與在ODI中選擇設(shè)立方式的正相關(guān)關(guān)系進(jìn)一步加強(qiáng)，這與假設(shè)一致。地區(qū)投資風(fēng)險(xiǎn)越高，家族企業(yè)將面臨ODI后經(jīng)營及整合失敗帶來的資源及聲譽(yù)損失的風(fēng)險(xiǎn)，從而損害家族的社會(huì)情感財(cái)富。相較于并購而言，新設(shè)由于具備更好的戰(zhàn)略靈活性，在投資風(fēng)險(xiǎn)高的地區(qū)更好地保護(hù)了家族的社會(huì)情感財(cái)富。

3.2.2家族企業(yè)ODI的持股方式

根據(jù)回歸分析的結(jié)果，家族企業(yè)ODI選擇全資還是合資同時(shí)受家族持股比例和家族管理涉入兩個(gè)因素的影響。家族持股比例越高，家族企業(yè)越傾向于選擇全資的ODI持股方式，這與假設(shè)一致，但家族成員擔(dān)任董事長或CEO的家族企業(yè)則會(huì)傾向于選擇合資，這與原假設(shè)相悖。Miller等的研究為這樣的結(jié)果提供了新的理論思路，其將社會(huì)情感財(cái)富分為限制型和延伸型兩類：對(duì)限制型社會(huì)情感財(cái)富的保護(hù)引導(dǎo)家族重視對(duì)企業(yè)的控制，注重短期利益，使企業(yè)在戰(zhàn)略上更加保守；對(duì)延伸型社會(huì)情感財(cái)富的保護(hù)趨于長期導(dǎo)向，引導(dǎo)家族與外部相關(guān)者利益兼容，重視維護(hù)家族聲譽(yù)及家族企業(yè)與合作伙伴及社區(qū)的持久關(guān)系，讓家族、企業(yè)與利益相關(guān)者共同受益。

家族企業(yè)ODI中全資持股體現(xiàn)了家族對(duì)限制型社會(huì)情感財(cái)富的保護(hù)。在全資持股下，家族企業(yè)對(duì)被投資企業(yè)擁有絕對(duì)的控制權(quán)，可以主導(dǎo)被投資企業(yè)的戰(zhàn)略選擇、人事任免，傳承母公司文化；合資持股則體現(xiàn)了家族對(duì)延伸型社會(huì)情感財(cái)富的保護(hù)，合資雖然導(dǎo)致家族企業(yè)放棄對(duì)被投資企業(yè)的部分股權(quán)，但當(dāng)?shù)睾腺Y方(通常熟悉當(dāng)?shù)氐闹贫取⑹袌霏h(huán)境)的引進(jìn)為企業(yè)帶來了經(jīng)濟(jì)和信息上的資源，意味著風(fēng)險(xiǎn)共擔(dān)和優(yōu)勢(shì)互補(bǔ)，也減少了家族企業(yè)自身的資源承諾，降低了投資風(fēng)險(xiǎn)，更有利于被投資企業(yè)在當(dāng)?shù)氐拈L遠(yuǎn)發(fā)展，也能使家族企業(yè)建立與合資方的良好關(guān)系，增強(qiáng)了家族的延伸型社會(huì)情感財(cái)富。企業(yè)通過合資行為損失了部分限制型社會(huì)情感財(cái)富，但維護(hù)了延伸型社會(huì)情感財(cái)富。

家族持股使得家族財(cái)富與企業(yè)資產(chǎn)出現(xiàn)不同程度的重合，家族的財(cái)富和聲譽(yù)與企業(yè)緊密相連，為避免引入合資方削弱家族對(duì)海外資產(chǎn)的控制能力，企業(yè)更傾向于在ODI中保持絕對(duì)的控制權(quán)。而當(dāng)家族成員擔(dān)任CEO或董事長時(shí)，家族企業(yè)所有者即管理者，代理成本有效降低，家族企業(yè)將有一定的剩余資源，更有能力進(jìn)行長期投資，此時(shí)家族企業(yè)更傾向于保護(hù)延伸型社會(huì)情感財(cái)富，通過合資方式與合資方維持長久的合作關(guān)系。OWN與STAKE的正相關(guān)關(guān)系意味著家族持股比例越高，家族企業(yè)更關(guān)注對(duì)限制型社會(huì)情感財(cái)富的保護(hù)，而MGT與STAKE的負(fù)相關(guān)關(guān)系意味著家族成員管理涉入使得家族企業(yè)更關(guān)注對(duì)延伸型社會(huì)情感財(cái)富的保護(hù)。

引入地區(qū)投資風(fēng)險(xiǎn)作為調(diào)節(jié)變量后，發(fā)現(xiàn)隨地區(qū)投資風(fēng)險(xiǎn)的提高，持股比例與ODI持股方式的正相關(guān)性會(huì)減弱，即由家族持股引發(fā)的對(duì)限制型社會(huì)情感財(cái)富的保護(hù)會(huì)減弱。這是因?yàn)椴涣嫉耐顿Y環(huán)境會(huì)增加企業(yè)海外投資的風(fēng)險(xiǎn)，投資失敗將使得家族的社會(huì)情感財(cái)富面臨更為嚴(yán)重的損失，因此家族企業(yè)不愿在ODI中做出較高的資源承諾，表現(xiàn)為更加傾向選擇合資的ODI持股方式。同時(shí)，家族管理涉入與持股方式的負(fù)相關(guān)性也會(huì)減弱，因?yàn)樵诟咄顿Y風(fēng)險(xiǎn)的地區(qū)，家族企業(yè)與當(dāng)?shù)睾献鞣竭_(dá)成合資關(guān)系的難度增加，即使達(dá)成了合資，企業(yè)也面臨征收、外匯、利潤轉(zhuǎn)移、支付延期等風(fēng)險(xiǎn)，與合資方難以保持良好而長久的合作關(guān)系，因而表現(xiàn)為地區(qū)投資風(fēng)險(xiǎn)減弱了家族管理者選擇合資模式的傾向。

4 結(jié)論和局限性

本研究基于社會(huì)情感財(cái)富的視角研究了家族持股比例、家族管理涉入對(duì)家族企業(yè)ODI中取得方式和持股方式選擇模式的影響，以及地區(qū)投資風(fēng)險(xiǎn)的調(diào)節(jié)作用。研究發(fā)現(xiàn)家族成員擔(dān)任董事長或CEO的家族企業(yè)更傾向于選擇設(shè)立而非并購的ODI方式以保護(hù)家族的社會(huì)情感財(cái)富，并且地區(qū)投資風(fēng)險(xiǎn)越高，家族持股比例高的企業(yè)對(duì)設(shè)立的ODI模式偏好越強(qiáng)。在ODI持股方式的選擇中，家族持股比例和家族管理涉入存在不同影響，即出于對(duì)不同類型社會(huì)情感財(cái)富的保護(hù)，家族企業(yè)會(huì)做出不同的戰(zhàn)略選擇。家族持股比例高的家族企業(yè)越傾向于在ODI中選擇全資的持股方式以保護(hù)限制型社會(huì)情感財(cái)富，而由家族成員擔(dān)任董事長或CEO的家族企業(yè)傾向于在ODI中選擇合資的持股方式以保護(hù)延伸型社會(huì)情感財(cái)富，地區(qū)投資風(fēng)險(xiǎn)削弱了家族持股比例高的企業(yè)對(duì)全資ODI模式的偏好，削弱了家族成員擔(dān)任董事長或CEO的企業(yè)對(duì)于合資ODI模式的偏好。

受限于樣本獲取，本研究也存在一定局限，主要體現(xiàn)在指標(biāo)測(cè)量上較為單一。(1)本研究將ODI持股方式分為全資和合資。實(shí)際上，在合資模式進(jìn)行的ODI中，母公司對(duì)被投資企業(yè)的持股比例也有很大差異，社會(huì)情感財(cái)富對(duì)于ODI中持股比例是否有影響仍有待研究。(2)在家族管理涉入的測(cè)量上，本研究使用董事長或CEO是否由家族成員擔(dān)任作為二元變量，未考慮家族成員擔(dān)任董事或其他高管的情形。實(shí)際中，家族成員很可能通過擔(dān)任董事的方式參與企業(yè)管理和決策，而董事會(huì)席位中家族成員的數(shù)量亦能夠反映家族成員涉入管理的程度，出任除CEO外的其他高管，如董事會(huì)秘書、財(cái)務(wù)總監(jiān)等，也能夠體現(xiàn)家族對(duì)企業(yè)的管理。今后的研究可以使用連續(xù)變量衡量ODI持股方式和家族管理涉入，嘗試對(duì)社會(huì)情感財(cái)富及其對(duì)ODI的影響做出更準(zhǔn)確的分析。