基于股權結構視角下的家族涉入對企業創新影響探析

陳家田，查修哲

(安徽大學 商學院，安徽 合肥 230601)

創新是社會進步的靈魂，中小企業是創新的重要力量和活力之源。從國家層面來說，企業創新推動經濟增長；從個體層面來說，創新也關乎企業自身的生存和發展。但是，即使面對相似的市場環境和政府支持政策，各企業的創新水平仍然存在巨大的差異。家族企業作為企業界的“后起之秀”，在促進經濟增長方面發揮著重要作用，更因其不同于一般民營企業的特點成為近年來學術界研究企業創新的熱點。Ayyagari等對47個發展中國家19 000家企業的實證研究顯示，相較于非家族企業，家族企業更重視企業的創新發展[1]；Chen等對臺灣516家不同行業的上市企業進行研究，發現家族企業在創新投入方面比非家族企業更多[2]。

影響企業創新水平的主要因素并不只是單一的股權結構或者管理層特征，而應追溯到企業的控制權配置上。在終極控股股東視角下，股權集中度、股權制衡度、大股東性質等對公司研發投入均能產生不同的影響：股權制衡度對企業的研發投入具有正面效應；股權集中度則對研發投入具有負面效應[3]；在董事會和管理層控制權配置層面上，超額董事席位和終極控股股東擔任CEO都能促進企業創新[4]。但是，鑒于家族企業自身所具有的特點，僅僅從單一股權和管理層層面來研究控制權配置對企業創新的影響遠遠不夠。研究證實，目前家族企業股權結構大多為金字塔形，這種股權結構以控制權與現金流權分離為顯著特征，其所有權結構和控制權結構復雜。而這種金字塔結構造成的兩權分離度較高的現象也會影響企業的研發投入。由于企業研發活動初期具有投資大、風險高、可見收益小等特點，所以一般民營企業的股東或者高管可能會因為追求短期效益而放棄研發投入。但是，家族企業的創始人追求的不僅僅是短期利益，他們更看重企業的“長青”與代際傳承，所以可能更具創新意愿。對于由實際控制人的家族成員擔任董事長的企業和由非家族成員擔任董事長的企業這兩種類型的公司來說，由于聲譽和信任機制的作用而導致兩權分離對其各自的企業創新水平的影響也會有所差異。

一、研究假設

(一)有關兩權分離度與企業研發投入關系的研究假設

1.兩權分離度對企業創新投入的負向影響

控制權是指終極控制人利用其持股比例對公司重大決策事項的表決權，包括直接控制權和間接所擁有的控制權?，F金流權則指終極控制人按其實際投入公司的資本占總資本的比例所享有的剩余收益權利，即來自股東實際投入資本取得的股份。所謂控制權與現金流權的偏離是指終極控制人對重大決策或事項的投票權超過其對被控制公司凈資產所有權的部分。從“掏空”角度看，Claessens等研究發現，兩權分離可能會導致實際控制人對企業進行“掏空”，進而導致企業價值的降低[5-9]。Johnson等指出，股權集中使得大股東傾向于利用自己手中的控制權，通過“隧道效應”從上市公司轉移資產和利潤，損害中小股東的利益，進而影響公司價值[10]。從對企業創新的影響來看，家族企業表現出的更明顯的風險厭惡[11]、控股家族股東之間的利益沖突帶來的新的代理成本[12]等問題都會對企業研發投入產生負面影響。從外部政策方面分析，“營改增”政策能有效促進企業提高研發投入，但是隨著兩權分離度增大，“營改增”對企業研發投入的影響越來越不顯著[13]。從股權結構方面分析，終極控股股東的控制權與現金流權分離行為會抑制企業創新；終極股東現金流權與技術創新顯著正相關，兩權偏離度過高對技術創新投入和產出均具有顯著的負面影響[14]。從融資約束角度研究，兩權偏離程度越高，企業融資約束越嚴重，從而導致企業的創新能力下降[15]。從“復雜效應”看，隨著金字塔結構控制鏈增長、企業數量的增加，終極控制人對上市公司的控制更加復雜，這種復雜性可能會減少終極控制人的有效控制，并阻礙上市公司研發成功后的利益輸送，從而減弱終極控制人研發投入的動機。由于“掏空效應”和“復雜效應”同時存在，企業可能會更愿意通過其他途徑來謀求公司利益，很難將資金投入到企業研發這種具有高度不確定性的活動中，基于此，我們提出如下假設：

H1a：家族企業現金流權和控制權分離度越高，企業研發投入就越低，從而對企業創新產生負向影響。

2.兩權分離度對企業研發投入的正向影響

與此同時，兩權分離更多的是導致實際控制人對企業的支持行為，進而導致企業創新水平上升。并且，民營企業的兩權分離狀態并不會損害公司價值，相反還有微弱的正向作用[16]。家族企業主通常是企業實際控制人，為了企業的長遠發展，他們往往會通過做強上市公司來提升企業價值，所以更多的是支持行為而不是“掏空”。兩權分離度較高能夠有效拓展內部資本市場，緩解融資約束，從而激發企業的創新能力[17]。從控制權配置看，終極控股股東兩權分離度與企業創新投入顯著正相關，這與一般金字塔結構的“掏空”理論出現相反結果[18]。所以，在兩權分離導致的支持效應和緩解融資約束的雙重作用下，企業可能利用其資源來支持上市公司的研發行為，基于此，我們提出如下假設：

H1b：家族企業現金流權和控制權分離程度越大，企業研發投入就越高，從而對企業創新產生正向影響。

(二)有關家族涉入與企業研發投入的研究假設

已有研究表明，家族成員涉入這種治理方式對于家族企業也會產生不同的影響。在家族企業中，相對于自然人直接控股，家族控股聯盟的存在及其對董事會席位的占據為家族股東進行利益侵占提供了便利[19]。從社會情感財富的視角來看，家族持股比例對研發投入的影響隨著家族財富投入的多少而產生不同的影響[20]。在家族超額控制方面，研究表明董事會及經理層家族超額控制對家族企業創新均表現為激勵效應[21]。Liang等在研究中國家族上市公司時發現，如果家族成員進入管理層會弱化研發投入與創新績效的正相關關系，但是家族成員進入董事會則會強化這種正相關關系[22]。張妮等通過對家族領導權涉入和所有權涉入兩方面考察家族涉入情境對上市公司創新行為的影響時發現，家族領導權涉入對上市公司創新行為有積極影響，而家族所有權涉入與上市公司創新行為之間存在非線性相關關系[23]。董事長作為公司的法人代表，除在公司內部擁有最高決策權力外，更享有較高的社會知名度，當家族成員擔任董事長時，將會格外注重企業的聲譽和發展，所以對家族企業存在的為了眼前利益而放棄長遠利益的短視行為會起到一定的監督作用。此外，當家族成員擔任董事長時，會受到外界更多的關注，這些外界關注帶來的監督作用會進一步增強家族企業的創新意愿[24]，基于此，我們提出如下假設：

H2a：當家族成員擔任董事長時，能夠有效促進企業創新。

二、研究設計

(一)數據來源與樣本選擇

本文將符合下列條件的公司視為家族企業：(1)最終控制人能夠追溯到自然人或者家族；(2)最終控制人直接或者間接是上市公司的第一大股東；(3)自然人或者家族對上市公司具有實質控制權，且控制權比例大于等于10%。最終得到的家族企業類型有兩種：(1)單個自然人企業家企業，即實際控制人為個人且無家族親屬在上市公司或者控股股東公司持股；(2)多人家族企業，即除實際控制人之外，至少1名具有親屬關系的家族成員或持股或管理或控制上市公司。鑒于慣例，我們選擇了2008—2018年度中國A股上市家族企業作為樣本，并且剔除了以下樣本：(1)ST、*ST、SST、S*ST 和S上市公司；(2)數據缺失的上市公司；(3)金融服務行業和保險行業的上市公司。最終得到12 077條公司—個年度的觀察值，符合條件的上市家族企業為2 584家。

文中所有有關公司財務與治理的數據均來自國泰安(CSMAR)數據庫，實證部分采用Stata.14軟件進行處理。為了避免離群值對統計分析結果的影響，本文對所有連續變量進行1%和99%分位樣本Winsorize處理。

(二)變量定義

1.企業創新

現有文獻主要從創新投入和創新產出兩個方面研究企業創新：前者主要包括研發投入、研發支出以及研發人員數目等，后者主要是專利申請總量、發明申請總量以及技術資產比率等。因為專利數量受外部因素影響較大，管理層很難控制，所以本文借鑒姚振曄、徐向藝等學者的方法，選擇研發投入和營業收入的比值、研發投入占總資產的比值來度量企業的創新投入指標，前者用于主回歸，后者用于穩健性檢驗。

2.兩權分離度

本文用實際控制人擁有的控制權比例/實際控制人擁有的所有權(或現金流權)比例的結果來表示兩權分離度。

3.家族成員涉入

董事長的家族屬性是本文的關鍵變量，本文用虛擬變量SF-Chair表示。若上市公司的董事長由實際控制人本人或其家族成員擔任，SF-Chair取值為 1，否則為 0。

4.控制變量

在各企業價值模型中，本文也控制了可能影響上市公司創新投入的因素，如公司規模(即總資產的自然對數)、凈資產收益率、財務杠桿、公司成長性等。鑒于宏觀因素可能對企業價值產生的影響，本文加入了年度和行業的虛擬變量。各主要變量的定義，見表1。

表1變量定義

(三)模型設計

本文以研發投入(Inova1和Inova2)為因變量，將兩權分離度(Sep)和是否由家族成員擔任董事長(SF-Chair)分別作為模型(1)和模型(2)的自變量。選取公司規模(Size)、資產負債率(Lev)、公司成長性(Growth)、股權制衡指標(Balance)、凈資產收益率(Roe)、總經理持股比例(Manas)為控制變量，εt表示時間變量,Φj表示行業變量，εi,t是隨機干擾項，構建多元回歸模型，如式(1)、式(2)所示。

Inova1/Inova2=β0+β1Sepi,t+β2Sizei,t+β3Levi,t+β4Growthi,t+β5Manasi,t+β6Roei,t+β7Balancei,t+ηt+Φj+εi,t

(1)

Inova1/Inova2=α0+α1SF-Chairi,t+α2Sizei,t+α3Levi,t+α4Growthi,t+α5Manasi,t+α6Roei,t+α7Balancei,t+ηt+Φj+εi,t

(2)

三、實證檢驗結果與分析

(一)描述性統計分析

各變量的描述性統計結果如表2所示。由表2可知，企業創新(Inova1、Inova2)的均值分別為0.050 5和0.024 1，表明家族企業的創新投入水平并不高；兩權分離度(Sep)的均值為1.231 5，最大值為3.871 8，最小值為1，說明樣本公司兩權分離度差異較大。

表2描述性統計結果

(二)相關性統計分析

對各變量進行相關性分析，結果如表3所示。

解釋變量和因變量之間的相關系數分析結果如表3所示，根據Pearson系數可知，兩權分離度可能對企業創新投入產生負向影響。在相關性分析結果中，盡管有些控制變量之間的相關系數顯著，但控制變量之間的相關系數均小于0.5。此外，根據VIF檢驗結果，VIF最大值為1.43，遠遠小于10，因此可以排除多重共線性問題。

表3相關性分析

注：*、**、***分別為在10%、5%、1%的統計水平上顯著。

(三)多元回歸分析

1.兩權分離度與企業創新投入的關系。模型1的回歸結果如表4所示，兩權分離度(Sep)與企業創新投入(Inova1)之間呈負相關關系，并且在1%的水平上顯著，支持假設H1a。公司兩權分離度越大，控股股東“掏空”行為越嚴重，企業進行創新的意愿越低，從而投入到研發活動中的資金越少。公司資產負債率(Lev)與企業創新投入(Inova1)在1%的統計水平上顯著負相關，說明企業的負債規模越大，投入到研發活動中的資金流越小，從而對企業的研發投入產生負面影響。

表4Sep與Inova1多元線性回歸

注：*、**、***分別為在10%、5%、1%的統計水平上顯著。

2.家族成員是否擔任董事長與企業創新投入的關系。模型2的回歸結果如表5所示，說明家族成員擔任董事長(SF-Chair)與企業創新(Inova1)之間呈正相關關系，并且在1%的水平上顯著，支持假設H2a。表明相較于非家族成員擔任董事長，當家族成員擔任董事長時，企業會投入更多的資金到研發活動。當實際控制人或者控股家族以董事長這一高社會知名度的身份參與到企業管理中時，由于聲譽機制和信任機制的影響，企業此時關注的就不是短期利潤，而是企業的長遠發展，所以更注重研發投入給企業帶來的收益。

表5SF-Chair與Inova1多元線性回歸

注：*、**、***分別為在10%、5%、1%的統計水平上顯著。

由上面分析可知，兩權分離度對企業創新投入產生負向影響，家族成員擔任董事長對創新投入產生正向影響。那么對于不同兩權分離度的公司而言，家族成員是否擔任董事長對于創新水平的影響是否相同？為了進一步分析家族涉入在不同的股權結構下對企業創新影響，將樣本按照兩權分離度是否大于1分成兩組：當Sep=1時，為低兩權分離度組，即實際控制人采用直接控制的方法控制公司；當Sep>1時，為高兩權分離度組，即實際控制人采用非直接控制的方法(間接控制)控制公司。表6列示了兩組樣本主要描述性變量的均值差異(Difference)。從表6可以看出，低兩權分離度組在研發投入方面顯著高于高兩權分離度組，而其在公司規模、資產負債率以及凈資產收益率方面顯著低于高兩權分離度組。表明采用直接控制的企業具有規模小、低負債率以及重視創新等特點。

表6兩權分離度分組比較

表7列示了分組之后董事長是否由家族成員擔任對企業創新投入的影響結果?？梢钥闯觯瑑山M樣本的SF-Chair回歸系數存在明顯差異：非直接控制組中，回歸系數在1%的水平上顯著為正，而直接控制組系數為正，但是不顯著。根據這一結果可知，在兩權分離度較高的公司中，“掏空效應”明顯，大股東“掏空”動機會造成其在創新活動中的短視行為，即為了獲得短期收益而放棄高風險和不確定性較大且耗時較長的長期研發活動；與此同時，這種“掏空”行為還會降低公司對研發所需資金流的支持，管理層也會因為得不到公司的支持而對創新活動持過分謹慎的態度。但是，在這種高兩權分離度的情況下，若由家族成員擔任董事長，仍能對企業創新投入的產生正向影響。家族企業注重的不僅是公司的短期收益，還有企業的聲譽，基于無法挽回的聲譽損失的成本，企業對于股東的私利行為一定會加以制止。而在兩權分離度較低的公司中，這一作用并不顯著。原因可能是當公司兩權分離度較低時，控股股東產生的“掏空”公司的機會也就相應減少，因此，由家族成員擔任董事長對于企業研發投入水平的促進作用并不明顯。所以，相比于兩權分離度較低的家族企業，由家族成員擔任董事長在兩權分離度較高的企業中對創新方面的影響更顯著。目前，很多家族企業都采用金字塔控股結構或直接持股的方式控制公司，這樣不可避免地就會產生兩權分離度過高或者過低的現象，由以上分析可知，家族成員擔任董事長在金字塔結構的公司中對企業創新的促進作用會更明顯，這為采用不同控制方式的公司關于董事長的任職提供了參考。

表7按照兩權分離度分組的回歸結果

注：*、**、***分別為在10%、5%、1%的統計水平上顯著。

(四)穩健性檢驗

為了檢驗實證結果的穩健性，本文進行如下測試：

1.改變被解釋變量，將研發投入與總資產的比例作為企業創新的代理變量，回歸結果如表8、表9、表10所示。兩權分離度(Sep)與創新投入(Inova2)相關系數雖然不顯著，但是系數符號與主回歸一致，均為負。家族成員擔任董事長時，能夠有效促進企業的創新投入，其他結論保持不變。當兩權分離度較大時，家族成員擔任董事長對創新投入的促進效用更顯著；當兩權分離度較小時，該作用不明顯。

表8Sep與Inova2多元線性回歸

注：*、**、***分別為在10%、5%、1%的統計水平上顯著。

表9SF-Chair與Inova2多元線性回歸

注：*、**、***分別為在10%、5%、1%的統計水平上顯著。

表10按照兩權分離度分組的回歸結果

續表

變量Inova2高SepT值低SepT值F 17.5222.24P值 0.000 0.000觀察值 4 852 5 380擬合度 0.249 0.249

注：*、**、***分別為在10%、5%、1%的統計水平上顯著。

2.進行滯后一期的回歸。由于研發投入的回報具有滯后性，所以將滯后一期的研發投入(Inova1i,t+1)作為被解釋變量進行回歸分析，結果如表11—表13所示，主要結論依舊保持不變。

表11Sep與Inova1i,t+1多元線性回歸

注：*、**、***分別為在10%、5%、1%的統計水平上顯著。

表12SF-Chair與Inova1i,t+1多元線性回歸

注：*、**、***分別為在10%、5%、1%的統計水平上顯著。

表13按照兩權分離度分組的回歸結果

注：*、**、***分別為在10%、5%、1%的統計水平上顯著。

四、研究結論

本文基于股權結構和家族涉入視角，分析了兩權分離度以及是否由家族成員擔任董事長對企業創新投入的影響。通過對樣本進行分析，結果顯示：兩權分離度會抑制企業創新投入，而由家族成員擔任董事長會有效促進企業創新。進一步分析，以兩權分離度是否大于1為基準將樣本分為非直接控制組和直接控制組，根據回歸結果可知，當兩權分離度大于1時，家族成員擔任董事長對企業創新產生的正向影響更加顯著，而當兩權分離度等于1時，這種作用不顯著，說明是否由家族成員擔任董事長會對家族企業中由于兩權分離度造成的創新水平產生極大影響。

鑒于本文的理論研究和實證分析，就我國家族企業的治理和創新提出以下建議：

(一)從股權結構來看，家族企業應該盡量采取直接控制的方式或者減少金字塔的層級數，這樣更有助于企業創新。

(二)加強對家族企業由于兩權分離度造成的控股股東私利行為的監督，避免股東的“掏空”行為對企業創新產生負面影響。

(三)在分析家族企業對上市公司創新水平可能造成的影響、特別是從家族涉入角度進行分析時，應該結合公司的實際情況決定涉入的具體方式及程度。