摘 要：本文選取我國上市家族企業(yè)2011—2021年的數(shù)據(jù)，主要研究家族涉入與家族企業(yè)創(chuàng)新投入強度之間的關系，研究過程中控制上市家族企業(yè)的資產(chǎn)負債率、營業(yè)收入、高管人數(shù)、公司規(guī)模等，并進行時間行業(yè)固定效應實證研究。結果表明：（1）家族領導權涉入對家族企業(yè)創(chuàng)新投入強度具有積極的促進作用；（2）家族所有權涉入和家族成員參與管理對家族企業(yè)創(chuàng)新投入強度具有先促進后抑制的雙重作用；（3）在低家族成員參與管理情境下，家族領導權涉入與家族成員參與管理存在負向的交互效應；而在高家族成員參與管理情境下，兩者交互效應不顯著。

關鍵詞：家族企業(yè)；企業(yè)創(chuàng)新；家族涉入；創(chuàng)新投入；企業(yè)管理

本文索引：陳佳麟.<變量 2>[J].中國商論，2023（17）：-168.

中圖分類號：F276.5 文獻標識碼：A 文章編號：2096-0298（2023）09（a）--05

1 引言

1.1 研究背景

家族企業(yè)作為民營經(jīng)濟的中堅主體，從國內市場走向國際市場的競爭經(jīng)營中，實現(xiàn)從萌芽到成熟的長遠發(fā)展（王瀟等，2018），在創(chuàng)造經(jīng)濟新增長點、增加新就業(yè)機會和工作崗位及提高大眾基本生活質量方面做出了卓越貢獻。但隨著國內外各類經(jīng)濟主體的爆增與經(jīng)濟環(huán)境標準國際化，國內國際市場都對家族企業(yè)提出了更高的參與門檻與競爭要求，家族企業(yè)需要不斷尋求新的機會來尋找新的突破口（劉小元等，2017）。創(chuàng)新始終作為家族企業(yè)保持長期競爭力優(yōu)勢的核心，在新環(huán)境、新背景及新經(jīng)濟形勢下，如何在創(chuàng)新方面獲取制勝點顯得更為重要與緊迫。因此，如何有效提高上市家族企業(yè)創(chuàng)新投入強度，彰顯我國家族企業(yè)獨特競爭長處與優(yōu)勢，值得實時關注與切實研究。

1.2 研究意義

1.2.1 理論意義

不同理論視角下，家族涉入對企業(yè)創(chuàng)新的影響不盡相同。社會情感財富理論指出實際控制于一個家族的企業(yè)在追求經(jīng)濟效益目標最大化的同時，必須滿足家族整體社會情感需求（Gomez-Mejia， 2007）。基于代理成本理論，家族涉入有助于降低管理成本（賀小剛和連燕玲，2009），尤其體現(xiàn)在家族企業(yè)早期的經(jīng)營管理中。家族企業(yè)存在的不對稱利他主義（Schulze等，2003）不斷影響著其對待高風險創(chuàng)新投入的態(tài)度，引起理論界的關注。因此，研究家族涉入對家族企業(yè)創(chuàng)新強度的影響具有理論價值。

1.2.2 現(xiàn)實意義

本文研究家族涉入對創(chuàng)新投入強度的影響，為家族企業(yè)科學調整內部管理體系、規(guī)范創(chuàng)新決策方式，以及為家族成員如何有效實現(xiàn)家族涉入提供了指導意義，有利于將家族企業(yè)整體競爭力推向更高水平。因此，研究家族涉入對家族企業(yè)創(chuàng)新投入強度的影響具有緊迫和關鍵的現(xiàn)實意義。

2 文獻綜述

2.1 家族涉入概念的發(fā)展過程

家族涉入是指家族成員領控企業(yè)和參與企業(yè)經(jīng)營管理的程度 （劉小元等， 2017）。家族涉入體現(xiàn)了家族成員在企業(yè)管理和創(chuàng)新戰(zhàn)略決策執(zhí)行過程中的影響力、管控力與責任感 （Chrisman等，2012）。對家族涉入內容與范圍的界定與衡量，從早期的研究內容為家族股權數(shù)研究（Sciascia和Mazzola，2008）逐漸延展至家族在董事會任職、家族成員擔任高管人數(shù)及家族實際控制權等層面的細化研究（ Mazzi，2011）。

2.2 國內外研究現(xiàn)狀

代吉林等（2012）實證結果表明，家族所有權與企業(yè)創(chuàng)新投入強度之間存在負二次項相關關系。嚴若森和葉云龍（2014）實證研究結果表明，家族所有權涉入與創(chuàng)新投入強度呈負相關關系，家族參與管理則與創(chuàng)新投入強度呈正相關關系。蔡地等（2016）得出家族成員擔任高管人數(shù)對家族企業(yè)創(chuàng)新投入強度存在顯著正向影響的實證研究結果。而張妮、李曉彤（2017）研究表明，家族領導權對上市家族企業(yè)增強創(chuàng)新投入強度具有正向促進作用。

Francesco（2008）則認為，家族參與管理與創(chuàng)新投入強度呈負相關關系；Sciascia和Mazzola（2008）率先研究意大利私營企業(yè)得出家族涉入對企業(yè)績效存在非線性相關關系的結論。Federico等（2010）研究表明，家族參與管理提高將降低對高風險的技術創(chuàng)新投入強度。

綜上所述，國內外關于家族涉入對創(chuàng)新投入強度的影響結論不一。

3 理論分析與研究假設

3.1 家族領導權涉入與家族企業(yè)創(chuàng)新投入強度的關系

根據(jù)Gomez-Mejia（2007）的社會情感財富理論， 家族成員擔任領導職位后，為了保證家族企業(yè)繼續(xù)平穩(wěn)發(fā)展與繁盛強大的目標，將推動更多增強創(chuàng)新投入強度決策的通過與實施。由此，本文提出以下假設：

假設H1：家族領導權涉入對企業(yè)創(chuàng)新投入強度起積極作用。

3.2 家族所有權涉入與家族企業(yè)創(chuàng)新投入強度的關系

家族所有權涉入在家族企業(yè)制定創(chuàng)新投入強度決策中可能存在雙重影響方式。因此，本文提出以下假設：

假設H2：家族所有權涉入對家族企業(yè)創(chuàng)新投入強度起先促進后抑制的雙重作用。

3.3 家族成員人數(shù)與家族企業(yè)創(chuàng)新投入強度的關系

家族成員擔任家族企業(yè)高管職位時，往往擁有比非本家族成員的外部職業(yè)經(jīng)理人更長的任期，但由于不對稱利他主義的存在（Schulze等，2003），即便家族成員難以勝任高級管理職位，也很少被辭退，這會使得家族企業(yè)難以接收職業(yè)經(jīng)理人的專業(yè)意見。因此，本文提出以下假設：

假設H3：家族成員參與管理與家族企業(yè)創(chuàng)新投入強度之間呈現(xiàn)倒U型關系，即家族成員參與管理人數(shù)對家族企業(yè)創(chuàng)新投入強度的影響將由促進作用轉為抑制作用。

3.4 家族涉入不同維度對上市家族企業(yè)創(chuàng)新投入強度的交互效應

承假設H3，如果家族成員參與管理與上市家族企業(yè)創(chuàng)新投入強度之間存在非線性的倒U型關系，其影響途徑出現(xiàn)拐點將是由于家族成員參與管理增加，從而降低創(chuàng)新投入強度，最終傾向采取相對保守、安于現(xiàn)狀的創(chuàng)新決策。因此，本文提出以下假設：

假設H4：家族領導權涉入與家族成員參與管理在影響家族企業(yè)創(chuàng)新投入時存在負向交互效應。

4 樣本選取和模型設計

4.1 樣本選取和數(shù)據(jù)來源

本文以我國上市家族企業(yè)為研究樣本，家族上市企業(yè)的選取參考李歡等（2014）的研究，以最終控制權能歸結到一個自然人或一個家族，且存在家族成員作為家族企業(yè)第一大股東，擁有超過20%股權或已有家族成員擔任董事長或CEO時，家族控股比例允許最低降至10%為標準。樣本觀測期為2011—2021年，最終選取904家上市家族企業(yè)作為研究樣本，共獲得6168個觀測值構成非平衡面板數(shù)據(jù)。本文相關數(shù)據(jù)均來自國泰安數(shù)據(jù)庫，個別數(shù)據(jù)通過企業(yè)年報查得。研究數(shù)據(jù)處理、描述性統(tǒng)計、回歸分析所使用的軟件為Stata 17.0統(tǒng)計軟件。

4.2 變量設計

（1）被解釋變量為創(chuàng)新投入強度（R&D），借鑒Allan等（2004）的研究分析，本文選擇家族企業(yè)當年研發(fā)投入/總資產(chǎn)作為家族企業(yè)創(chuàng)新投入強度的衡量指標。

（2）解釋變量為家族涉入方式，借鑒B?hren等（2019）和蔡地等（2016）的研究經(jīng)驗，用家族領導權涉入（LP）、家族所有權涉入（OP）與家族成員參與管理（FN）作為衡量家族涉入方式的細化指標。

（3）控制變量參考賀小剛和連燕玲（2009）的研究，將公司規(guī)模、營業(yè)收入、高管人數(shù)、資產(chǎn)負債率、總資產(chǎn)收益率、主營業(yè)務收益率、賬面市值比作為控制變量，以加強各主要變量的相關性，具體指標的含義如表1所示。

4.3 模型設計

本文選擇904家上市家族企業(yè)的非平衡面板數(shù)據(jù)構造家族涉入與企業(yè)創(chuàng)新的模型。為了確認面板數(shù)據(jù)模型進行LR檢驗、F檢驗和Hausman檢驗，結果顯示變量符合固定效應模型。因此，選擇對所有模型進行滯后一期的時間行業(yè)固定效應非平衡面板數(shù)據(jù)回歸分析。為了對假設H1、假設H2、假設H3和假設H4進行論證分析，構造模型如下：

R&Di，t=ci，t-1+β1LPi，t-1+β2SIZEi，t-1+β3OIi，t-1+β4MNi，t-1

+β5DEi，t-1+β6ROAi，t-1+β7GPRi，t-1+β8MTBi，t-1+εi，t-1（1）

R&Di，t=ci，t-1+β1OPi，t-1+β2OP×OPi，t-1+β3SIZEi，t-1+β4OIi，t-1+β5MNi，t-1

+β6DEi，t-1+β7ROAi，t-1+β8GPRi，t-1+β9MTBi，t-1+εi，t-1（2）

R&Di，t=ci，t-1+β1FNi，t-1+β2FN×FNi，t-1+β3SIZEi，t-1+β4OIi，t-1+β5MNi，t-1

+β6DEi，t-1+β7ROAi，t-1+β8GPRi，t-1+β8MTBi，t-1+εi，t-1（3）

R&Di，t=ci，t-1+β1LPi，t-1+β2LP×FNi，t-1+β3FNi，t-1+β4SIZEi，t-1

+β5OIi，t-1+β6MNi，t-1+β7DEi，t-1+β8ROAi，t-1+β9GPRi，t-1

+β10MTBi，t-1+εi，t-1（lowparticipation）（4）

R&Di，t=ci，t-1+β1LPi，t-1+β2LP×FNi，t-1+β3FNi，t-1+β4SIZEi，t-1

+β5OIi，t-1+β6MNi，t-1+β7DEi，t-1+β8ROAi，t-1+β9GPRit-1

+β10MTBi，t-1+εi，t-1（highparticipation）（5）

其中，c表示常數(shù)項；β表示相關系數(shù)；SIZE、OI、MN、DE、ROA、GPR及MTB為滯后一期的控制變量；ε為擾動項。

low participation和high participation表示根據(jù)家族參與管理人數(shù)是否存在對創(chuàng)新投入強度峰值時對應的家族成員擔任高管人數(shù)值進行分樣本處理。

5 實證結果與分析

5.1 描述性統(tǒng)計

總樣本描述性統(tǒng)計如表2所示。

5.2 回歸分析

本文利用Stata 17.0統(tǒng)計軟件對6168個研究樣本根據(jù)上文模型（1）～（5）進行關于家族創(chuàng)新強度與家族領導權涉入、家族所有權涉入、家族成員參與管理及家族領導權涉入與家族成員參與管理交互效應的滯后一期的時間行業(yè)的固定效應回歸分析，回歸結果如表3所示。

對時間行業(yè)固定效應下的回歸結果進行相關性分析，滯后一期的LP和R&D之間呈現(xiàn)顯著正相關關系，滯后一期的OP、滯后一期的FN分別對R&D呈現(xiàn)顯著的倒U型影響路徑，說明家族領導權涉入對家族企業(yè)創(chuàng)新投入強度起著促進作用，家族所有權涉入和家族成員參與管理對家族企業(yè)創(chuàng)新投入強度起著先促進后抑制的雙重作用。

表3的第（1）列回歸結果顯示，時間行業(yè)固定效應下，滯后一期的家族領導權涉入（LP）對R&D在1%的顯著性水平上呈現(xiàn)正向相關關系，即驗證了本文的假設H1。

表3的第（2）列回歸結果顯示，滯后一期的OP與R&D之間的非線性關系，OP的二次項系數(shù)顯著為負，一次項系數(shù)顯著為正，即其他變量不變的情況下，當期家族企業(yè)內部所有權涉入增加超過拐點時，家族所有權涉入對下一期的家族企業(yè)創(chuàng)新投入強度邊際影響由正轉負，體現(xiàn)了家族企業(yè)所有權涉入對家族企業(yè)創(chuàng)新投入強度具有先促進后抑制的雙重作用，即驗證了本文的假設H2。

表3的第（3）列回歸結果顯示，滯后一期的FN與R&D之間呈現(xiàn)倒U型相關關系，F(xiàn)N的二次項系數(shù)在1%的水平上顯著為負，而FN的一次項系數(shù)在1%的顯著性水平上為正，此結果表現(xiàn)了家族成員以公司高管身份參與公司管理程度的提高將存在先促進家族企業(yè)創(chuàng)新投入強度，超越拐點后轉為降低家族企業(yè)創(chuàng)新投入強度的雙重影響效果。因此，驗證了本文的假設H3。

5.3 分樣本的回歸結果分析

由表3的第（3）列發(fā)現(xiàn)，滯后一期的FN對R&D的確存在顯著的非線性相關關系。表3的第（4）、（5）列顯示，根據(jù)家族成員參與管理的拐點進行分組回歸子樣本下與滯后一期的LP和滯后一期的FN的交互效應回歸結果，發(fā)現(xiàn)低參與度家族企業(yè)的回歸系數(shù)在1%顯著性水平上全部顯著，而高參與度家族企業(yè)結果皆不顯著。

高家族成員參與管理下的樣本下，交互效應雖然在相關系數(shù)上保持了與低參與度企業(yè)的同號性，但β值完全不顯著，說明難以將高家族參與度管理樣本下的家族領導權涉入和家族成員參與管理的交互效應與家族企業(yè)創(chuàng)新投入強度影響建立顯著相關聯(lián)系。由此，假設H4得以驗證。

5.4 穩(wěn)健性分析

本文采用Gómez-Mejía等（2007）的做法，將R&D2（研發(fā)投入/營業(yè)收入）替代R&D，依照前文模型（1）～（5）進行LP、OP、FN及LP與FN的交互效應對R&D2的時間行業(yè)固定效應回歸。

實證結果與前文回歸結果整體保持了一致性，印證了前文探討的家族涉入與創(chuàng)新行為之間相關關系具有可信度和穩(wěn)定性，詳細回歸結果如表4所示。

6 結論與建議

6.1 結論

本文使用2011—2021年904家上市家族企業(yè)作為樣本，實證研究發(fā)現(xiàn)上市家族企業(yè)創(chuàng)新投入強度受家族涉入影響路徑多變。

研究表明：（1）家族領導權涉入對家族企業(yè)創(chuàng)新投入強度的具有積極的促進作用；（2）家族所有權涉入和家族成員參與管理對家族企業(yè)創(chuàng)新投入強度具有先促進后抑制的雙重作用；（3）在低家族參與管理情境下，家族領導權涉入與家族成員參與管理存在負向的交互效應；而在高家族成員參與管理情境下，兩者交互效應不顯著。

6.2 建議

本文通過實證研究家族涉入與創(chuàng)新投入強度的影響關系，能為我國創(chuàng)新家族企業(yè)緩解自身創(chuàng)新投入力度不足問題做出些許助力，為支持家族企業(yè)創(chuàng)新投入體系給出合理建議。

6.2.1 上市家族企業(yè)應注重對自身內部家族涉入方式和程度

上市家族企業(yè)作為民營經(jīng)濟的中堅主體參與國內外激烈的市場競爭，其本身的技術創(chuàng)新與創(chuàng)造活動較為關鍵，更有必要完善自身的家族涉入方式與程度，以支撐企業(yè)創(chuàng)新項目的開展。

家族成員擔任高管應做到“不唯親，只唯才”，適時引入并保證專業(yè)經(jīng)理人才擔任高管數(shù)量，幫助家族企業(yè)制定并實現(xiàn)長遠的戰(zhàn)略發(fā)展創(chuàng)新目標。

6.2.2 家族企業(yè)應注重家族領導權涉入與家族成員參與管理的取舍

由于在低參與度時，家族領導權涉入與家族成員參與管理存在顯著的負向交互效應，同時提升領導權涉入水平與增加家族成員擔任高管職位來增強創(chuàng)新投入強度的行為只能適得其反，因此根據(jù)家族企業(yè)目前的管理層結構進行必要的偏重選擇十分重要。此外，對于創(chuàng)新項目要進行嚴密的篩選，爭取做到投資效率最大化。

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