家族涉入對企業創新行為的影響研究

摘 要：本文選取我國上市家族企業2011—2021年的數據，主要研究家族涉入與家族企業創新投入強度之間的關系，研究過程中控制上市家族企業的資產負債率、營業收入、高管人數、公司規模等，并進行時間行業固定效應實證研究。結果表明：（1）家族領導權涉入對家族企業創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創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；企業創新；家族涉入；創新投入；企業管理

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

家族企業作為民營經濟的中堅主體，從國內市場走向國際市場的競爭經營中，實現從萌芽到成熟的長遠發展（王瀟等，2018），在創造經濟新增長點、增加新就業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濟主體的爆增與經濟環境標準國際化，國內國際市場都對家族企業提出了更高的參與門檻與競爭要求，家族企業需要不斷尋求新的機會來尋找新的突破口（劉小元等，2017）。創新始終作為家族企業保持長期競爭力優勢的核心，在新環境、新背景及新經濟形勢下，如何在創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創新投入強度，彰顯我國家族企業獨特競爭長處與優勢，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，家族涉入對企業創新的影響不盡相同。社會情感財富理論指出實際控制于一個家族的企業在追求經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）?；诖沓杀纠碚?，家族涉入有助于降低管理成本（賀小剛和連燕玲，2009），尤其體現在家族企業早期的經營管理中。家族企業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新投入的態度，引起理論界的關注。因此，研究家族涉入對家族企業創新強度的影響具有理論價值。

1.2.2 現實意義

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

2 文獻綜述

2.1 家族涉入概念的發展過程

家族涉入是指家族成員領控企業和參與企業經營管理的程度 （劉小元等， 2017）。家族涉入體現了家族成員在企業管理和創新戰略決策執行過程中的影響力、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 國內外研究現狀

代吉林等（2012）實證結果表明，家族所有權與企業創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新投入強度呈負相關關系，家族參與管理則與創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對家族企業創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增強創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得出家族涉入對企業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新投入強度。

綜上所述，國內外關于家族涉入對創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創新投入強度的關系

根據Gomez-Mejia（2007）的社會情感財富理論， 家族成員擔任領導職位后，為了保證家族企業繼續平穩發展與繁盛強大的目標，將推動更多增強創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創新投入強度起積極作用。

3.2 家族所有權涉入與家族企業創新投入強度的關系

家族所有權涉入在家族企業制定創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創新投入強度起先促進后抑制的雙重作用。

3.3 家族成員人數與家族企業創新投入強度的關系

家族成員擔任家族企業高管職位時，往往擁有比非本家族成員的外部職業經理人更長的任期，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，這會使得家族企業難以接收職業經理人的專業意見。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創新投入強度之間呈現倒U型關系，即家族成員參與管理人數對家族企業創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創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創新投入強度之間存在非線性的倒U型關系，其影響途徑出現拐點將是由于家族成員參與管理增加，從而降低創新投入強度，最終傾向采取相對保守、安于現狀的創新決策。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創新投入時存在負向交互效應。

4 樣本選取和模型設計

4.1 樣本選取和數據來源

本文以我國上市家族企業為研究樣本，家族上市企業的選取參考李歡等（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家上市家族企業作為研究樣本，共獲得6168個觀測值構成非平衡面板數據。本文相關數據均來自國泰安數據庫，個別數據通過企業年報查得。研究數據處理、描述性統計、回歸分析所使用的軟件為Stata 17.0統計軟件。

4.2 變量設計

（1）被解釋變量為創新投入強度（R&D），借鑒Allan等（2004）的研究分析，本文選擇家族企業當年研發投入/總資產作為家族企業創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，將公司規模、營業收入、高管人數、資產負債率、總資產收益率、主營業務收益率、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家上市家族企業的非平衡面板數據構造家族涉入與企業創新的模型。為了確認面板數據模型進行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固定效應非平衡面板數據回歸分析。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表示常數項；β表示相關系數；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表示根據家族參與管理人數是否存在對創新投入強度峰值時對應的家族成員擔任高管人數值進行分樣本處理。

5 實證結果與分析

5.1 描述性統計

總樣本描述性統計如表2所示。

5.2 回歸分析

本文利用Stata 17.0統計軟件對6168個研究樣本根據上文模型（1）～（5）進行關于家族創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的固定效應回歸分析，回歸結果如表3所示。

對時間行業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呈現顯著的倒U型影響路徑，說明家族領導權涉入對家族企業創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創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的二次項系數顯著為負，一次項系數顯著為正，即其他變量不變的情況下，當期家族企業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創新投入強度邊際影響由正轉負，體現了家族企業所有權涉入對家族企業創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之間呈現倒U型相關關系，FN的二次項系數在1%的水平上顯著為負，而FN的一次項系數在1%的顯著性水平上為正，此結果表現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創新投入強度，超越拐點后轉為降低家族企業創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）列發現，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，發現低參與度家族企業的回歸系數在1%顯著性水平上全部顯著，而高參與度家族企業結果皆不顯著。

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上保持了與低參與度企業的同號性，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創新投入強度影響建立顯著相關聯系。由此，假設H4得以驗證。

5.4 穩健性分析

本文采用Gómez-Mejía等（2007）的做法，將R&D2（研發投入/營業收入）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新行為之間相關關系具有可信度和穩定性，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家上市家族企業作為樣本，實證研究發現上市家族企業創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創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創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新投入強度的影響關系，能為我國創新家族企業緩解自身創新投入力度不足問題做出些許助力，為支持家族企業創新投入體系給出合理建議。

6.2.1 上市家族企業應注重對自身內部家族涉入方式和程度

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

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經理人才擔任高管數量，幫助家族企業制定并實現長遠的戰略發展創新目標。

6.2.2 家族企業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新投入強度的行為只能適得其反，因此根據家族企業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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