家族涉入的異質(zhì)性對企業(yè)研發(fā)投入的影響研究
——市場化程度與政治關(guān)聯(lián)的調(diào)節(jié)作用

嚴(yán)若森, 錢向陽, 肖 莎，李 浩

(武漢大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，湖北 武漢 430072)

一、引言

作為家族企業(yè)區(qū)別于非家族企業(yè)的本質(zhì)特征，家族涉入自然會對企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新產(chǎn)生重要影響。既有文獻(xiàn)對家族涉入對企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新的影響研究尚不夠深入。首先，關(guān)于家族涉入的界定在學(xué)術(shù)界尚未形成一致觀點(diǎn)。許多研究對于家族涉入的解釋較為簡單，有的僅用家族所有權(quán)比例作為代理變量，有的則采用家族持股比例與管理涉入來考察家族涉入對企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新的影響。對此，本文認(rèn)為，從單一角度或片面角度理解家族涉入的內(nèi)涵，不能充分探索其對企業(yè)創(chuàng)新帶來的影響。其次，關(guān)于家族涉入的界定不同，得出的結(jié)論亦會存在爭議。例如，有學(xué)者認(rèn)為家族所有權(quán)涉入與企業(yè)研發(fā)投入負(fù)相關(guān)[1]，亦有學(xué)者發(fā)現(xiàn)家族所有權(quán)比例越高，企業(yè)創(chuàng)新績效越好[2]，家族管理權(quán)涉入與企業(yè)研發(fā)投入正相關(guān)[3-4]。而不同類型的家族涉入之所以對企業(yè)創(chuàng)新績效的影響結(jié)論不一，或許是因為國別樣本、變量選取或市場環(huán)境的差異等多種原因所致。本文擬深入探究我國特殊制度情境下家族涉入對企業(yè)研發(fā)投入的影響，并擬立足家族企業(yè)的本質(zhì)特征，從所有權(quán)、控制權(quán)、管理權(quán)三個角度出發(fā)，將家族涉入劃分為家族股權(quán)涉入、家族董事會涉入、家族管理涉入，以期更加全面地探討家族涉入對企業(yè)研發(fā)投入的影響。

此外，不容忽視的是，家族對企業(yè)的影響往往與正式制度或非正式制度共生，家族治理結(jié)構(gòu)對企業(yè)創(chuàng)新的影響不可避免地會受到制度情境的引導(dǎo)。正式制度如法律契約、市場體制等對于規(guī)范企業(yè)經(jīng)濟(jì)活動起著重要作用，而非正式制度如社會關(guān)系、習(xí)俗慣例等亦逐漸成為影響企業(yè)生存發(fā)展的關(guān)鍵變量，二者交叉作用，共同影響著企業(yè)經(jīng)濟(jì)的運(yùn)作。而轉(zhuǎn)型期的我國正式制度環(huán)境尚不完善，政府主導(dǎo)市場經(jīng)濟(jì)運(yùn)行，企業(yè)建立的政治關(guān)聯(lián)作為一種非正式制度，顯著影響企業(yè)價值及績效，對企業(yè)發(fā)展發(fā)揮著重要的作用。一方面，政治關(guān)聯(lián)能為企業(yè)提供政策支持，緩解融資約束，掌握政府創(chuàng)新規(guī)劃信息，有利于創(chuàng)新投資，另一方面，政治關(guān)聯(lián)可能會降低市場競爭，使得企業(yè)資源分散，減少企業(yè)研發(fā)投入，抑制企業(yè)自主創(chuàng)新[5]。

二、理論分析與研究假設(shè)

(一)家族股權(quán)涉入與企業(yè)研發(fā)投入

家族股權(quán)涉入反映了家族持有企業(yè)所有權(quán)的程度。隨著家族所有權(quán)涉入程度的不斷加深，為了維護(hù)家族成員的利益，家族所有者往往會犧牲中小股東的權(quán)益。具體表現(xiàn)為，在資源配置的過程中，家族所有者會將部分企業(yè)資源用于家族股東的私人投資或補(bǔ)貼性消費(fèi)。這種專橫的資源傾斜可能會對企業(yè)研發(fā)投入產(chǎn)生擠出效應(yīng)，不利于企業(yè)創(chuàng)新。

中小股東可以通過多元化分散投資與降低風(fēng)險，而家族所有者將大部分財產(chǎn)投資于家族企業(yè)，只能借助本企業(yè)的良好發(fā)展促進(jìn)家族資本的積累增值，一旦家族企業(yè)風(fēng)險投資失敗，則很可能會使家族財富產(chǎn)生重大流失。因此，家族持有股份越多，家族所有者越趨于保守與謹(jǐn)慎，并重視社會情感財富保護(hù)，從而越發(fā)具有風(fēng)險厭惡傾向，進(jìn)而減少企業(yè)研發(fā)投入。

基于上述分析，本文提出假設(shè)H1：家族持股比例與企業(yè)研發(fā)投入負(fù)相關(guān)。

(二)家族董事會涉入與企業(yè)研發(fā)投入

董事會是企業(yè)的重要決策機(jī)構(gòu)，一方面，對內(nèi)掌握公司重大戰(zhàn)略事項的決策權(quán)，另一方面，對外代表公司立場。從資源基礎(chǔ)理論的人力資本角度來看，隨著家族控制權(quán)涉入程度的不斷加深，董事會中家族成員會逐漸增多，進(jìn)而形成家族內(nèi)部董事的范圍圈，而家族董事出于維系家族控制的目的，會限制外部優(yōu)秀人力資源的引進(jìn)，從而不利于創(chuàng)新思維的流入，進(jìn)而不利于企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新。

大多數(shù)企業(yè)的董事會采取一人一票制，于是家族董事會涉入的程度會直接影響經(jīng)營決策是否符合家族意愿。從社會情感財富理論來看，董事會中家族董事的比例越高，意味著家族對企業(yè)的控制權(quán)涉入程度越高，企業(yè)的經(jīng)營決策結(jié)果亦越接近于家族成員的意愿。而控制家族大多為風(fēng)險厭惡型，且其往往將企業(yè)風(fēng)險性決策例如研發(fā)投資等視為對自身家族控制與傳承的威脅。因此，家族董事會涉入程度越高，企業(yè)越傾向于維護(hù)家族意愿，并出于保護(hù)社會情感財富的目的而降低高風(fēng)險的研發(fā)投資。

基于上述分析，本文提出假設(shè)H2：董事會家族成員比例與企業(yè)研發(fā)投入負(fù)相關(guān)。

(三)家族管理涉入與企業(yè)研發(fā)投入

家族管理涉入對企業(yè)創(chuàng)新是一把“雙刃劍”?；谖写砝碚?、管家理論、資源基礎(chǔ)理論，本文認(rèn)為，家族管理涉入對于企業(yè)創(chuàng)新總體上而言可能是利大于弊。

首先，由于大多數(shù)家族企業(yè)具有代際傳承的特點(diǎn)，家族成員擔(dān)任高管能使高管團(tuán)隊長期保持“家族性”。一方面，有利于提高企業(yè)創(chuàng)新團(tuán)隊的自我認(rèn)可度與自信心，防止外部管理者只關(guān)注自身任期內(nèi)的短期績效而忽視企業(yè)長期研發(fā)創(chuàng)新；另一方面，能夠激發(fā)家族企業(yè)管理者的“管家效應(yīng)”，促進(jìn)其將自身利益與企業(yè)利益保持一致，即扮演管家身份，并多方面地關(guān)注企業(yè)的長期持續(xù)發(fā)展，促進(jìn)研發(fā)創(chuàng)新；此外，家族成員擔(dān)任高管參與企業(yè)日常經(jīng)營決策，能夠天然地緩解家族股東與職業(yè)經(jīng)理人之間的代理沖突，使得契約雙方利益逐漸趨于一致，有效緩解企業(yè)創(chuàng)新活動中所存在的代理問題，促進(jìn)企業(yè)研發(fā)投入。其次，從資源基礎(chǔ)理論的角度來看，鑒于金融市場、法律環(huán)境、勞動力市場等可能不完善，家族企業(yè)的研發(fā)創(chuàng)新活動在很大程度上可能會依賴于企業(yè)家所具備的政治資源、行業(yè)協(xié)會及社區(qū)關(guān)系、金融機(jī)構(gòu)等社會資本，而家族成員參與管理能夠利用自身具備的“親緣關(guān)系”為企業(yè)發(fā)展帶來所需的創(chuàng)新資源，并藉此促進(jìn)企業(yè)研發(fā)投入。

基于上述分析，本文提出假設(shè)H3：家族成員涉入管理層會提高企業(yè)研發(fā)投入水平，抑或，家族管理涉入與企業(yè)研發(fā)投入正相關(guān)。

(四)市場化程度的調(diào)節(jié)效應(yīng)

一般認(rèn)為，市場化程度越高，越有利于家族企業(yè)創(chuàng)新。首先，家族企業(yè)所處正式制度環(huán)境越完善，金融市場發(fā)展水平越高，則家族企業(yè)越能夠得到較好的法律產(chǎn)權(quán)保障，且家族企業(yè)面臨的融資約束限制會相對較少，家族企業(yè)亦能夠在資本市場上快速以低成本募得資金，從而使得家族企業(yè)面臨的各方面風(fēng)險均相對較小，進(jìn)而有利于提升企業(yè)研發(fā)活動的預(yù)期收益，并能夠在一定程度上緩解家族企業(yè)為保護(hù)社會情感財富而減少研發(fā)創(chuàng)新。其次，完善的市場機(jī)制能夠起到外部治理的作用，防止家族所有者及家族董事在資源配置過程中出現(xiàn)某種傾斜或扭曲，并藉此防止其將企業(yè)資源用于私人投資、補(bǔ)貼性消費(fèi)或維護(hù)家族情感聲譽(yù)等活動，進(jìn)而能夠?qū)崿F(xiàn)資源的有效利用，減少個中對企業(yè)創(chuàng)新資源的擠出效應(yīng)。最后，正式制度環(huán)境越完善，市場化程度越高，職業(yè)經(jīng)理人市場越完善，越有利于家族企業(yè)聘請高素質(zhì)的管理人員，并藉此減少家族企業(yè)任人唯親的現(xiàn)象，進(jìn)而有利于促進(jìn)企業(yè)研發(fā)投入。

基于上述分析，本文提出假設(shè)H4：市場化程度對家族涉入與企業(yè)研發(fā)投入之間的關(guān)系具有正向調(diào)節(jié)作用。H4a：隨著市場化程度的提高，家族股權(quán)涉入、家族董事會涉入對企業(yè)研發(fā)投入的抑制作用會減弱。H4b：隨著市場化程度的提高，家族管理涉入對企業(yè)研發(fā)投入的促進(jìn)作用會增強(qiáng)。

正式制度環(huán)境亦并非總是發(fā)揮積極作用。一般認(rèn)為，企業(yè)所在的正式制度環(huán)境越差，市場化程度越低，法律產(chǎn)權(quán)保障越不完善，金融市場發(fā)展水平越低，家族企業(yè)面臨的融資約束限制會越多，企業(yè)的生存與發(fā)展亦越將受到限制與威脅，且很可能會表現(xiàn)不佳，此時家族所有者不會為了保護(hù)社會情感財富、維持家族控制繼續(xù)減少研發(fā)投入，反而會從風(fēng)險厭惡型投資者轉(zhuǎn)變?yōu)轱L(fēng)險偏好型投資者，增加企業(yè)研發(fā)投入，這可用于解釋市場化程度在家族股權(quán)涉入、家族董事會涉入與企業(yè)研發(fā)投入的關(guān)系中的作用。

本文認(rèn)為，家族管理涉入對企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新的促進(jìn)作用亦可能因為外部正式制度環(huán)境的不同而發(fā)生變化。首先，正式制度越完善，法律產(chǎn)權(quán)保障程度越高，對于投資者的保護(hù)程度越高，能夠有效遏制外部職業(yè)經(jīng)理人的個人投機(jī)主義行為，使得家族管理涉入在緩解家族所有者與職業(yè)經(jīng)理人之間代理沖突的優(yōu)勢有所削弱。從資源基礎(chǔ)理論來看，正式制度環(huán)境越好，職業(yè)經(jīng)理人市場越完善，市場在資源配置中所起的作用亦越大，家族成員參與管理并利用自身社會資源為企業(yè)創(chuàng)新團(tuán)隊帶來人力資本、資金技術(shù)資源的優(yōu)勢則越會被削弱。因此，本文認(rèn)為，隨著市場化程度的改善，外部職業(yè)經(jīng)理人的知識技能與專業(yè)素質(zhì)會得到提高，這對于企業(yè)發(fā)展將產(chǎn)生更大的影響，而家族成員管理涉入對企業(yè)創(chuàng)新的積極影響有可能會減弱。

基于上述分析，本文提出假設(shè)H5：市場化程度對家族涉入與企業(yè)研發(fā)投入之間的關(guān)系具有負(fù)向調(diào)節(jié)作用。H5a：隨著市場化程度的降低，家族股權(quán)涉入、家族董事會涉入對企業(yè)研發(fā)投入的抑制作用會減弱。H5b：隨著市場化程度的提高，家族管理涉入對企業(yè)研發(fā)投入的促進(jìn)作用會減弱。

(五)政治關(guān)聯(lián)的調(diào)節(jié)效應(yīng)

有關(guān)政治關(guān)聯(lián)對企業(yè)創(chuàng)新的影響目前有兩種互相矛盾的觀點(diǎn)。其中，積極論認(rèn)為，政治關(guān)聯(lián)作為正式制度存在缺陷時的一種替代機(jī)制，能夠促進(jìn)資源的有效配置，為企業(yè)提供產(chǎn)權(quán)保障，促進(jìn)企業(yè)發(fā)展，良好的政企關(guān)系有助于企業(yè)緩解融資約束，獲得銀行貸款等融資便利，促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新；消極論則認(rèn)為，政治關(guān)聯(lián)實(shí)際上是一種私人關(guān)系，在缺少監(jiān)督的情形下會犧牲他人或社會利益，誘導(dǎo)企業(yè)家進(jìn)行政治尋租。

而家族企業(yè)獨(dú)特的治理模式與控制權(quán)結(jié)構(gòu)會導(dǎo)致家族企業(yè)對政治資源的利用有別于非家族企業(yè)。家族所有權(quán)涉入會在一定程度上扭曲資源配置，使得控制家族產(chǎn)生短視行為，將部分企業(yè)資源用于私人投資或補(bǔ)貼性消費(fèi)，減少企業(yè)研發(fā)投資；家族董事會涉入程度越深，企業(yè)的經(jīng)營決策越符合家族意愿，為了維系家族控制，保護(hù)社會情感財富，企業(yè)會產(chǎn)生短視行為，限制外部優(yōu)秀人力資源的引進(jìn)，不利于創(chuàng)新思維的流入。而政治關(guān)聯(lián)的存在會引導(dǎo)企業(yè)家在戰(zhàn)略上的短期導(dǎo)向[6]，從而影響以上兩種家族涉入與企業(yè)創(chuàng)新的關(guān)系。首先，政治關(guān)聯(lián)的作用在很大程度上受到與企業(yè)家關(guān)系密切的地方官員職位更替的影響，當(dāng)與企業(yè)家聯(lián)系緊密的官員在仕途發(fā)生變動時，政治關(guān)聯(lián)的作用即會下降。因此，企業(yè)家為了避免官員職位變動的不確定性影響，會在短期內(nèi)進(jìn)行政治尋租獲取超額收益，從而對家族企業(yè)創(chuàng)新投資活動產(chǎn)生“擠出效應(yīng)”。其次，外部社會資本具有雙重性質(zhì)，政治關(guān)聯(lián)為家族企業(yè)帶來外部資源的同時，為了與政府建立良好的關(guān)系，家族企業(yè)亦須投入大量的精力與成本，并占用大量生產(chǎn)性支出，導(dǎo)致企業(yè)研發(fā)投入不足。最后，家族企業(yè)控制模式較為集中，內(nèi)部家族利益一致，所有權(quán)與控制權(quán)相統(tǒng)一，這些能夠有效減少各方利益協(xié)調(diào)的成本，同時防止信息泄露，從而有利于家族企業(yè)保有政治尋租帶來的超額收益，促進(jìn)政治關(guān)聯(lián)尋租[7]。

從社會情感財富理論的角度來看，家族企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新活動會面臨較大的不確定風(fēng)險，與之相關(guān)的社會情感財富收益為風(fēng)險型性收益，權(quán)衡之下，家族企業(yè)傾向于通過政治尋租獲取收益，減少高風(fēng)險的創(chuàng)新項目，避免社會情感財富的損失。陳爽英等[8]發(fā)現(xiàn)，為了促進(jìn)企業(yè)持續(xù)發(fā)展、穩(wěn)定傳承以及迎合本地官員晉升的需要，家族企業(yè)更傾向于投資低風(fēng)險、穩(wěn)定獲利的項目。此外，政治關(guān)聯(lián)會增強(qiáng)企業(yè)家對短期社會情感財富損失與政治尋租收益損失的重視，誘導(dǎo)部分關(guān)注遠(yuǎn)期或有社會情感財富的企業(yè)家放棄風(fēng)險較高的研發(fā)投資戰(zhàn)略，進(jìn)而導(dǎo)致其進(jìn)行長期研發(fā)投入的意愿不足或缺失[9]?？偠灾?，為了降低風(fēng)險，實(shí)現(xiàn)家族財富最大化，同時維系緊密的社會關(guān)系及保有社會情感財富，家族企業(yè)往往會減少高風(fēng)險且收益不確定的研發(fā)創(chuàng)新活動，并擠占生產(chǎn)性支出而進(jìn)行政治尋租獲取超額收益。

基于上述分析，本文提出假設(shè)H6：政治關(guān)聯(lián)對家族涉入與企業(yè)研發(fā)投入之間的關(guān)系具有負(fù)向調(diào)節(jié)作用。H6a：政治關(guān)聯(lián)會增強(qiáng)家族股權(quán)涉入、家族董事會涉入對企業(yè)研發(fā)投入的抑制作用，亦即，當(dāng)企業(yè)實(shí)際控制人具有政治關(guān)聯(lián)時，家族股權(quán)涉入、家族董事會涉入對企業(yè)研發(fā)投入的抑制作用會增強(qiáng)。H6b：政治關(guān)聯(lián)會削弱家族管理涉入對企業(yè)研發(fā)投入的促進(jìn)作用，亦即，當(dāng)企業(yè)實(shí)際控制人具有政治關(guān)聯(lián)時，家族管理涉入對企業(yè)研發(fā)投入的促進(jìn)作用會減弱。

三、研究設(shè)計

(一)樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文參考魏明海等[10]、Gómez-Mejía等[11]關(guān)于家族企業(yè)的研究，將符合以下條件的企業(yè)定義為家族企業(yè)：(1)企業(yè)最終控制人為自然人或家族，不包括實(shí)際控制人為多個自然人，且所涉實(shí)際控制人之間無親屬關(guān)系，以及無親屬在企業(yè)持股或擔(dān)任董監(jiān)高(董事、監(jiān)事、高級管理人員)的企業(yè)；(2)企業(yè)最終控制人的持股比例大于10%。

本文以2012—2016年中國滬深兩市A股上市家族企業(yè)為研究樣本。本文對研究樣本依據(jù)下述原則進(jìn)行篩選：(1)刪除2012—2016年出現(xiàn)ST或*ST的公司；(2)剔除銀行、證券等金融類公司；(3)剔除財務(wù)狀況存在嚴(yán)重問題或經(jīng)營異常的樣本；(4)刪除數(shù)據(jù)缺失的樣本。本文最終獲得有效樣本1351個，共計4909個公司-年度樣本觀測值。

本文的樣本數(shù)據(jù)主要來源于CSMAR數(shù)據(jù)庫及相關(guān)公司上市招股說明書、企業(yè)年度報告以及巨潮資訊網(wǎng)、百度搜素等。其中，家族涉入數(shù)據(jù)、研發(fā)創(chuàng)新數(shù)據(jù)及控制變量數(shù)據(jù)均來源于CSMAR數(shù)據(jù)庫；市場化程度數(shù)據(jù)系根據(jù)中國分省份市場化指數(shù)報告相關(guān)數(shù)據(jù)經(jīng)一定測算方法獲得；政治關(guān)聯(lián)數(shù)據(jù)則是根據(jù)上市公司年報高管的個人簡歷經(jīng)手工整理而得，個中包括通過百度搜索、巨潮資訊網(wǎng)等網(wǎng)站對家族企業(yè)最終控制人與管理層的政治身份進(jìn)行了比對確認(rèn)，以最大程度確保政治關(guān)聯(lián)數(shù)據(jù)的準(zhǔn)確性。本文對所有連續(xù)型變量進(jìn)行上下1% Winsorize縮尾處理，以減少極端異常值的影響。

(二)變量定義及其測量

1.因變量

企業(yè)研發(fā)投入(R&D_1)。本文以企業(yè)當(dāng)年R&D投入占總資產(chǎn)的比重作為企業(yè)研發(fā)投入的度量指標(biāo)，藉此，可以排除企業(yè)規(guī)模因素的影響，從而使得不同企業(yè)之間的數(shù)據(jù)具有可比性。

2.自變量

本文根據(jù)家族涉入的異質(zhì)性，將家族涉入分為家族股權(quán)涉入、家族董事會涉入與家族管理涉入。其中，家族股權(quán)涉入與家族董事會涉入為連續(xù)型變量，分別為家族持股比例與家族董事比例，而家族管理涉入為0-1變量，僅考慮家族成員是否擔(dān)任高管職務(wù)。本文分別從所有權(quán)、控制權(quán)與管理權(quán)三個層次對家族涉入進(jìn)行劃分，藉此，可以避免三種異質(zhì)性家族涉入指標(biāo)之間的交叉影響。具體如下：

家族股權(quán)涉入(FO)。本文采用被大多數(shù)學(xué)者認(rèn)可的衡量方法[12]，以最終控制家族整體持有上市公司股權(quán)比例之和來衡量家族股權(quán)涉入程度。

家族董事會涉入(FB)。本文采用董事會中家族成員所占比重來衡量家族董事會涉入。

家族管理涉入(FM)。本文設(shè)置虛擬變量FM來衡量家族管理涉入，亦即，若家族成員擔(dān)任公司CEO、總裁、副總裁、總經(jīng)理、副總經(jīng)理、財務(wù)總監(jiān)、董秘或公司章程規(guī)定的其他管理人員，則FM取值為1，否則取值為0。

3.調(diào)節(jié)變量

市場化程度(Ins)。本文參考李詩田等[13]的做法，采用王小魯?shù)萚14]編制的《中國分省份市場化指數(shù)報告(2016)》中的各地區(qū)市場化總指數(shù)評分來測評，該變量取值為0-10，分?jǐn)?shù)越高說明該地區(qū)制度環(huán)境越好。鑒于該報告只提供了2008—2014年的數(shù)據(jù)，本文借鑒李勇等[15]的做法，采用移動平均法，推算出2015、2016年各省份的市場化指數(shù)。

政治關(guān)聯(lián)(P)。本文針對家族企業(yè)的獨(dú)特治理特征，以家族企業(yè)最終控制人的政治身份作為度量標(biāo)準(zhǔn)，構(gòu)建政治關(guān)聯(lián)虛擬變量，若家族企業(yè)最終控制人現(xiàn)任或曾任各級黨代表、人大代表、政協(xié)委員或政府官員，則P取值為1，否則取值為0。

4.控制變量

本文選取企業(yè)年齡(Age)、企業(yè)規(guī)模(Size)、資產(chǎn)負(fù)債率(Lev)、盈利能力(Roa)、獨(dú)立董事比例(Indep)、高管團(tuán)隊規(guī)模(Manager)等六個控制變量。其中，企業(yè)年齡以觀測年度減去上市公司成立年度加1后取自然對數(shù)來衡量；企業(yè)規(guī)模以年底企業(yè)資產(chǎn)總額(單位：元)的自然對數(shù)來衡量；資產(chǎn)負(fù)債率以企業(yè)年末總負(fù)債與總資產(chǎn)的比值來衡量；盈利能力以總資產(chǎn)凈利潤率來衡量；獨(dú)立董事比例以企業(yè)中獨(dú)立董事數(shù)量與全體董事數(shù)量的比值來衡量；高管團(tuán)隊規(guī)模以企業(yè)高管團(tuán)隊成員總數(shù)的自然對數(shù)來衡量。

(三)模型設(shè)定

本文設(shè)定(1)、(2)、(3)式所示的主效應(yīng)回歸模型，用以檢驗假設(shè)H1～H3。

R&D_1i,t=β0+β1FOi,t+∑βi×Controli,t+εi,t

(1)

R&D_1i,t=λ0+λ1FBi,t+∑λi×Controli,t+δi,t

(2)

R&D_1i,t=μ0+μ1FMi,t+∑μi×Controli,t+θi,t

(3)

本文設(shè)定(4)、(5)、(6)式所示的市場化程度的調(diào)節(jié)效應(yīng)的回歸模型，用以檢驗假設(shè)H4和H5 。

(4)

(5)

(6)

本文設(shè)定(7)、(8)、(9)式所示的政治關(guān)聯(lián)的調(diào)節(jié)效應(yīng)的回歸模型，用以檢驗假設(shè)H6 。

(7)

(8)

(9)

其中i和t分別表示企業(yè)和年份，R&D_1表示被解釋變量企業(yè)研發(fā)投入，F(xiàn)O、FB、FM分別表示解釋變量家族股權(quán)涉入、家族董事會涉入、家族管理涉入，Controlt,t是多個控制變量的向量。β0、λ0、μ0、β0′、λ0′、μ0′、β0″、λ0″、μ0″為常數(shù)項，β1-βi、μ1-μi、λ1-λi、β1′-βi′ 、μ1′-μi′ 、λ1′-λi′ 、β1″-βi″ 、μ1″-μi″ 、λ1″-λi″為各變量的回歸系數(shù)，ε、ε′、ε″、δ、δ′、δ″、θ、θ′、θ″為隨機(jī)干擾項。

四、實(shí)證結(jié)果與分析

(一)描述性統(tǒng)計

表1是本文變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果。從表1中可以看出：(1)因變量企業(yè)研投入(R&D_1)的最小值僅為0.042%，最大值為9.795%，標(biāo)準(zhǔn)差為1.699，說明我國家族企業(yè)的研發(fā)投入水平差異很大，且均值僅為2.264%，反映我國家族企業(yè)的研發(fā)投入尚處在較低水平，存在較大提升空間；(2)在自變量中，家族股權(quán)涉入(FO)的最大值為72.3%，均值亦達(dá)到了36.8%，標(biāo)準(zhǔn)差為0.151，說明我國家族持股比例相對較為集中，且家族的股權(quán)涉入程度普遍偏高，家族董事會涉入(FB)的最小值為0，最大值為0.500，均值為0.189，標(biāo)準(zhǔn)差為0.112，說明我國家族企業(yè)并非絕對要求提名家族成員擔(dān)任董事，相對于家族持股比例的均值偏低，而家族管理涉入(FM)的均值為0.593，說明我國59.3%的家族企業(yè)中有家族成員出任高管，可見我國家族管理涉入比較普遍存在；(3)市場化指數(shù)(Ins)的最小值為0.620，最大值為9.78，標(biāo)準(zhǔn)差達(dá)1.468，說明我國各地市場化程度差距較大；(4)政治關(guān)聯(lián)(P)的均值為0.381，表示具有政治背景的樣本企業(yè)占總樣本的38.1%，說明我國上市家族企業(yè)普遍存在政治關(guān)聯(lián)現(xiàn)象；(5)樣本家族企業(yè)的資產(chǎn)負(fù)債率(Lev)的均值為0.334，標(biāo)準(zhǔn)差為0.177，均值及標(biāo)準(zhǔn)差均不高，這些數(shù)據(jù)彰顯了家族企業(yè)偏好規(guī)避風(fēng)險的特點(diǎn)，這在一定程度上亦能顯示家族企業(yè)為了保有社會情感財富而規(guī)避創(chuàng)新風(fēng)險的潛在邏輯。

表1 變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果

注：對所有連續(xù)型變量進(jìn)行了上下1%的Winsorize縮尾處理。

(二)相關(guān)性分析

表2為變量的Pearson相關(guān)系數(shù)表。從表2中可以看出：(1)家族股權(quán)涉入(FO)、家族董事會涉入(FB)與企業(yè)研發(fā)投入(R&D_1)分別在1%與10%的顯著性水平上負(fù)相關(guān)，這與本文假設(shè)H1、H2相一致，家族管理涉入(FM)則與企業(yè)研發(fā)投入(R&D_1)在1%的顯著性水平上正相關(guān)，這與本文假設(shè)H3相一致；(2)市場化指數(shù)(Ins)與企業(yè)研發(fā)投入(R&D_1)顯著正相關(guān)，政治關(guān)聯(lián)(P)與企業(yè)研發(fā)投入(R&D_1)顯著負(fù)相關(guān)，符合本文預(yù)期假設(shè)；(3)在控制變量中，企業(yè)年齡(Age)、企業(yè)規(guī)模(Size)、資產(chǎn)負(fù)債率(Lev)對企業(yè)研發(fā)投入(R&D_1)具有顯著的消極影響，盈利能力(Roa)、獨(dú)立董事比例(Indep)、高管團(tuán)隊規(guī)模(Manager)則與企業(yè)研發(fā)投入(R&D_1)正相關(guān)，符合本文預(yù)期，此亦說明本文對控制變量的選取較為合適；(4)各變量之間的相關(guān)系數(shù)的最大值為0.541，據(jù)此可以初步判斷本文的變量不存在多重共線性問題。

本文對所有變量做了膨脹因子檢驗(VIF值測試)，結(jié)果所有的VIF值均在1.02～1.65之間，遠(yuǎn)低于臨界值10，這進(jìn)一步表明，本文所建模型不存在嚴(yán)重的多重共線性問題。

(三)回歸分析

1.主效應(yīng)

本文使用的是非平衡面板數(shù)據(jù)，通過F檢驗及Hausman檢驗，本文最終確定選取固定效應(yīng)模型進(jìn)行回歸分析(1)限于篇幅,回歸結(jié)果未有以表格形式列出,備索。，回歸結(jié)果顯示：

模型1只包含控制變量。企業(yè)年齡(Age)、企業(yè)規(guī)模(Size)與企業(yè)研發(fā)投入(R&D_1)在1%的顯著性水平上負(fù)相關(guān)，說明隨著企業(yè)年齡的增長及企業(yè)規(guī)模的擴(kuò)張，在家族企業(yè)情感、聲譽(yù)及社會資本得到一定的積累后，為了保護(hù)社會情感財富，家族企業(yè)會減少風(fēng)險性研發(fā)投資；盈利能力(Roa)、獨(dú)立董事比例(Indep)、高管團(tuán)隊規(guī)模(Manager)與企業(yè)研發(fā)投入(R&D_1)在1%的顯著性水平上正相關(guān)，說明隨著企業(yè)盈利能力的提高，企業(yè)將擁有更多的資金用于研發(fā)投資，較高的獨(dú)立董事比例與高管團(tuán)隊規(guī)模亦能夠在一定程度對企業(yè)創(chuàng)新決策產(chǎn)生積極影響，此亦符合本文的預(yù)期設(shè)想。

表2 變量的Pearson相關(guān)系數(shù)表

注：***、**、*分別表示在1%、5%、10%的顯著性水平上顯著，雙尾檢驗，下同。

模型2顯示，家族股權(quán)涉入(FO)與企業(yè)研發(fā)投入(R&D_1)的相關(guān)系數(shù)為-0.994，在1%的顯著性水平上負(fù)相關(guān)，說明家族股權(quán)涉入程度越高，不僅越會對家族企業(yè)資源配置產(chǎn)生負(fù)面影響，而且尚越會使得企業(yè)減少企業(yè)創(chuàng)新投資，本文的假設(shè)H1由此得到驗證。

模型3顯示，家族董事會涉入(FB)與企業(yè)研發(fā)投入(R&D_1)的相關(guān)系數(shù)為-0.825，在1%的顯著性水平上負(fù)相關(guān)，說明董事會中家族成員比例越高，企業(yè)的研發(fā)投入水平越低。該實(shí)證結(jié)果驗證了前文所述的董事會中家族成員越多，越不利于創(chuàng)新思維的引入，企業(yè)的經(jīng)營決策結(jié)果亦會越接近于家族成員的意愿，進(jìn)而越會為了保護(hù)社會情感財富而減少高風(fēng)險的研發(fā)投入，本文的假設(shè)H2由此得到驗證。

模型4顯示，家族管理涉入(FM)與企業(yè)研發(fā)投入(R&D_1)的相關(guān)系數(shù)為0.072，在10%的顯著性水平上正相關(guān)，說明家族成員參與管理，有利于企業(yè)研發(fā)投入水平的提高。如前文所述，家族成員進(jìn)入高管團(tuán)隊，能夠天然地緩解代理沖突，激發(fā)高管團(tuán)隊的管家效應(yīng)，關(guān)注企業(yè)的長期研發(fā)創(chuàng)新投入，本文的假設(shè)H3由此得到驗證。

2.市場化程度的調(diào)節(jié)效應(yīng)

回歸結(jié)果顯示，模型5及模型6的主效應(yīng)均為負(fù)相關(guān)，市場化指數(shù)(Ins)與家族股權(quán)涉入(FO)的交互項FO×Ins的系數(shù)為-0.468，市場化指數(shù)(Ins)與家族董事會涉入(FB)的交互項的系數(shù)FB×Ins為-0.658，二者均在1%的顯著性水平上為負(fù)，說明市場化指數(shù)對家族股權(quán)涉入、家族董事會涉入與企業(yè)研發(fā)投入的關(guān)系具有負(fù)向調(diào)節(jié)作用，市場化程度的提高并不能緩解這兩種家族涉入對企業(yè)研發(fā)投入的負(fù)面影響，而隨著市場化程度的降低，企業(yè)的生存發(fā)展受到限制與威脅，企業(yè)家從風(fēng)險厭惡型轉(zhuǎn)變?yōu)轱L(fēng)險偏好型，不再為保護(hù)社會情感財富而抑制企業(yè)研發(fā)投入，本文的假設(shè)H5a由此得到驗證，而其對立性假設(shè)H4a則沒有通過檢驗。

模型7的主效應(yīng)為正相關(guān)，而市場化指數(shù)(Ins)與家族管理涉入(FM)的交互項FM×Ins的系數(shù)為-0.045，在10%的顯著性水平上為負(fù)，說明市場化指數(shù)對家族管理涉入與企業(yè)研發(fā)投入之間的關(guān)系具有負(fù)向調(diào)節(jié)作用，亦即，正式制度環(huán)境的改善能夠有效遏制外部職業(yè)經(jīng)理人的個人投機(jī)主義行為，家族成員加入高管團(tuán)隊在緩解家族股東與職業(yè)經(jīng)理人之間代理沖突的優(yōu)勢則有所削弱，進(jìn)而使得家族管理涉入對企業(yè)研發(fā)投入的促進(jìn)作用有所減弱，本文的假設(shè)H5b由此得到驗證，而其對立性假設(shè)H4b則沒有通過檢驗。

3.政治關(guān)聯(lián)的調(diào)節(jié)效應(yīng)

回歸結(jié)果顯示，模型8及模型9的主效應(yīng)均為負(fù)相關(guān)，政治關(guān)聯(lián)(P)與家族股權(quán)涉入(FO)的交互項FO×P的系數(shù)為-0.055，但并不顯著，說明政治關(guān)聯(lián)對家族股權(quán)涉入與企業(yè)研發(fā)投入之間的關(guān)系沒有顯著的調(diào)節(jié)作用，而政治關(guān)聯(lián)(P)與家族董事會涉入(FB)的交互項FB×P的系數(shù)為-0.448，在10%的顯著性水平上為負(fù)，說明政治關(guān)聯(lián)增強(qiáng)了家族董事會涉入對企業(yè)研發(fā)投入的抑制作用，亦即，當(dāng)企業(yè)實(shí)際控制人具有政治關(guān)聯(lián)時，其往往會增強(qiáng)企業(yè)的短期導(dǎo)向，并會加強(qiáng)對短期社會情感財富損失的重視，且進(jìn)行政治尋租而獲取超額收益，而放棄那些風(fēng)險較高的研發(fā)投資戰(zhàn)略。由此，本文的假設(shè)H6a部分得到了驗證。

模型10中的主效應(yīng)為正相關(guān)，政治關(guān)聯(lián)(P)與家族管理涉入(FM)的交互項FM×P的系數(shù)為-0.428，在1%的顯著性水平上為負(fù)，說明政治關(guān)聯(lián)對家族管理涉入與企業(yè)研發(fā)投入的關(guān)系具有負(fù)向調(diào)節(jié)作用，亦即，政治關(guān)聯(lián)削弱了家族管理涉入對企業(yè)研發(fā)投入的促進(jìn)作用，說明當(dāng)企業(yè)實(shí)際控制人具有政治關(guān)聯(lián)時，家族成員會整體產(chǎn)生短視行為，并經(jīng)管理涉入把這種效應(yīng)帶入管理層，使得企業(yè)在經(jīng)營決策上更傾向于投資低風(fēng)險與穩(wěn)定獲利的項目，進(jìn)行政治尋租，將部分企業(yè)資源用于私人投資或補(bǔ)貼性消費(fèi)，而不愿進(jìn)行高風(fēng)險的長期研發(fā)投資，從而會對家族企業(yè)創(chuàng)新投資活動產(chǎn)生“擠出效應(yīng)”。由此，本文的假設(shè)H6b得到驗證。

(四)穩(wěn)健性檢驗

為了進(jìn)一步檢驗本文研究結(jié)果的可靠性，本文采取替換變量指標(biāo)的方法，具體而言，替換企業(yè)研發(fā)投入、市場化程度、政治關(guān)聯(lián)的測量指標(biāo)，并藉此進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗。

本文采用R&D_2(R&D投入/銷售收入)替換因變量測量指標(biāo)R&D_1(R&D投入/年末總資產(chǎn))之后，主效應(yīng)家族股權(quán)涉入(FO)、家族董事會涉入(FB)與企業(yè)研發(fā)投入(R&D_2)均在1%的顯著性水平上顯著，說明家族股權(quán)涉入、家族董事會涉入抑制了企業(yè)研發(fā)投入，家族管理涉入(FM)在1%的顯著性水平上與企業(yè)研發(fā)投入(R&D_2)顯著正相關(guān)，說明家族成員參與管理有利于企業(yè)研發(fā)投入與創(chuàng)新。綜上所述，替換因變量測量指標(biāo)之后的回歸結(jié)果依舊符合預(yù)期，驗證了假設(shè)H1～H3的準(zhǔn)確性。

本文參考李詩田等[13]的研究，采用王小魯?shù)萚14]編制的中國分省份市場化指數(shù)報告中的法律制度環(huán)境指數(shù)評分(Law)代替市場化指數(shù)(Ins)來衡量市場化程度。結(jié)果表明，家族股權(quán)涉入(FO)、家族董事會涉入(FB)與法律環(huán)境指數(shù)(Law)的交互項Law×FO、Law×FB的系數(shù)均在1%的顯著性水平上顯著為負(fù)，說明隨著法律環(huán)境指數(shù)的降低，家族股權(quán)涉入、家族董事會涉入對企業(yè)研發(fā)投入的抑制作用減弱，這進(jìn)一步驗證了假設(shè)H5a的準(zhǔn)確性，而家族管理涉入(FM)與法律環(huán)境指數(shù)(Law)的交互項Law×FM的系數(shù)在5%的顯著性水平上顯著為負(fù)，說明隨著法律環(huán)境指數(shù)的提高，家族管理涉入對企業(yè)研發(fā)投入的促進(jìn)效應(yīng)有所減弱，從而進(jìn)一步驗證了假設(shè)H5b的準(zhǔn)確性。

本文采用最終控制人具有政治關(guān)聯(lián)的比例(以下簡稱政治關(guān)聯(lián)比例)P_Ratio作為政治關(guān)聯(lián)P的代替變量，并藉此對政治關(guān)聯(lián)的調(diào)節(jié)作用進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗。結(jié)果表明，家族股權(quán)涉入(FO)、家族董事會涉入(FB)與政治關(guān)聯(lián)比例(P_Ratio)的交互項P_Ratio×FO、P_Ratio×FB的系數(shù)均為負(fù)，但前者并不顯著，后者則在5%的顯著性水平上顯著，說明政治關(guān)聯(lián)比例對家族股權(quán)涉入與企業(yè)研發(fā)投入之間的關(guān)系同樣沒有顯著的調(diào)節(jié)作用，而政治關(guān)聯(lián)比例則會增強(qiáng)家族董事會涉入對企業(yè)研發(fā)投入的抑制作用，這進(jìn)一步部分驗證了本文的假設(shè)H6a，而家族管理涉入(FM)與政治關(guān)聯(lián)比例的交互項P_Ratio×FM的系數(shù)在5%的顯著性水平上顯著為負(fù)，說明政治關(guān)聯(lián)比例對家族管理涉入與企業(yè)研發(fā)投入之間的關(guān)系具有負(fù)向調(diào)節(jié)作用，從而進(jìn)一步驗證了假設(shè)H6b 的準(zhǔn)確性。

綜上所述，本文的研究結(jié)論具有較好的穩(wěn)健可靠性。

五、研究結(jié)論與管理建議

(一)研究結(jié)論

本文研究結(jié)論如下：(1)家族股權(quán)涉入與企業(yè)研發(fā)投入負(fù)相關(guān)，亦即，家族股權(quán)涉入程度越深，為了維護(hù)家族成員的利益，家族所有者傾向于將企業(yè)資源用于私人投資或補(bǔ)貼性消費(fèi)，同時出于保護(hù)社會情感的目的，會減少研發(fā)活動。(2)家族董事會涉入與企業(yè)研發(fā)投入負(fù)相關(guān)，抑或，控制家族大多將企業(yè)風(fēng)險性決策例如研發(fā)投入等視為對自身家族控制與傳承的威脅，董事會中家族成員比例過高會限制外部優(yōu)秀創(chuàng)新人才的引進(jìn)。(3)家族管理涉入與企業(yè)研發(fā)投入正相關(guān)，亦即，家族成員擔(dān)任高管能增強(qiáng)高管團(tuán)隊的“管家性”與“任職長期性”，同時能夠為企業(yè)帶來外部管理者所缺乏的社會資本與創(chuàng)新資源，從而會促進(jìn)企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新。(4)外部正式制度環(huán)境越差，家族股權(quán)涉入、家族董事會涉入對企業(yè)研發(fā)投入的負(fù)面影響越弱，隨著正式制度環(huán)境的改善，家族管理涉入在緩解代理沖突中的優(yōu)勢會遭到削弱，市場化程度的提升則會削弱家族管理涉入對企業(yè)研發(fā)投入的促進(jìn)作用。(5)政治關(guān)聯(lián)對家族股權(quán)涉入與企業(yè)研發(fā)投入之間關(guān)系的調(diào)節(jié)作用并不顯著，但政治關(guān)聯(lián)會增強(qiáng)家族董事會涉入對企業(yè)研發(fā)投入的抑制作用，而政治關(guān)聯(lián)會削弱家族管理涉入對企業(yè)研發(fā)投入的促進(jìn)作用。

(二)管理建議

結(jié)合我國轉(zhuǎn)型時期的制度環(huán)境等現(xiàn)實(shí)約束條件，本文提出下述管理建議：(1)家族企業(yè)具有“治理效率的自提升機(jī)制”[16]。家族企業(yè)應(yīng)致力于構(gòu)建科學(xué)合理的治理結(jié)構(gòu)，把握“適度原則”，將家族股權(quán)涉入、家族董事會涉入控制在一定的范圍之內(nèi)，以此抑制家族的風(fēng)險厭惡傾向，避免因過度保護(hù)社會情感財富而對企業(yè)研發(fā)活動產(chǎn)生負(fù)面影響。(2)較差的正式制度環(huán)境及企業(yè)生存威脅會扭曲家族企業(yè)的風(fēng)險偏好，并刺激家族企業(yè)進(jìn)行研發(fā)投入，且這種激進(jìn)的風(fēng)險投資不一定能為企業(yè)帶來長期經(jīng)濟(jì)效益。為此，政府應(yīng)逐步完善外部市場環(huán)境，為企業(yè)生存發(fā)展掃除障礙。(3)適當(dāng)?shù)募易骞芾砩嫒肽軌蛴兄谠鰪?qiáng)企業(yè)創(chuàng)新團(tuán)隊的歸屬感與自信心，有助于減少管理層的機(jī)會主義，促進(jìn)企業(yè)研發(fā)水平的提高。因此，家族企業(yè)不能過度放任“職業(yè)經(jīng)理人”自主經(jīng)營決策，而應(yīng)適當(dāng)保留“家族經(jīng)理人”，以推動技術(shù)創(chuàng)新。但與此同時，亦不能過高估計家族管理涉入的積極影響。因為隨著市場化程度的提高與外部正式制度環(huán)境的完善，家族管理涉入的這一作用將會減弱，甚至可能對企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)生阻礙作用。(4)政治關(guān)聯(lián)對家族涉入與企業(yè)研發(fā)投入之間的關(guān)系具有消極影響。因此，家族企業(yè)應(yīng)更多地基于自身長期發(fā)展與競爭能力提升之慮，控制政治關(guān)聯(lián)的時間及成本，避免企業(yè)戰(zhàn)略的短期導(dǎo)向。對此，政府則應(yīng)充分發(fā)揮公共服務(wù)職能，減少家族企業(yè)政治尋租空間，加強(qiáng)產(chǎn)業(yè)發(fā)展政策的引領(lǐng)作用，充分發(fā)揮市場的資源配置作用，藉此激勵家族企業(yè)加大企業(yè)研發(fā)投入與創(chuàng)新。(5)任何企業(yè)的良好成長與發(fā)展過程均離不開對社會創(chuàng)新資源的持續(xù)獲取及支配，在當(dāng)前社會經(jīng)濟(jì)整體進(jìn)入創(chuàng)新重構(gòu)狀態(tài)的特殊時期，創(chuàng)始人或二代必須為家族企業(yè)融入更多鮮活與創(chuàng)新的基因，促進(jìn)家族企業(yè)逐漸實(shí)現(xiàn)數(shù)字化轉(zhuǎn)型與智能升級，并藉此逐漸實(shí)現(xiàn)家族企業(yè)治理優(yōu)化與商業(yè)模式創(chuàng)新的開放共融。