結構慣性、二代涉入與家族企業創新績效：來自中國制造業上市公司的證據

楊在軍 張可

內容提要：結構慣性被視作組織創新的雙刃劍，本文基于資源基礎理論，在詮釋結構慣性與家族企業創新績效關系基礎上，考慮二代涉入因素，探索其對結構慣性與家族企業創新績效的影響，以期揭示代際傳承時期制造業家族企業結構慣性與企業創新的復雜關系。結果表明，結構慣性有利于提升家族企業創新績效；二代所有權涉入對結構慣性與家族企業創新績效間關系的調節作用不顯著，但二代管理權涉入卻能夠抑制結構慣性對家族企業創新績效的促進作用。分行業回歸結果顯示，高技術行業結構慣性對家族企業創新績效的促進作用比中低技術行業強；中低技術行業家族企業二代涉入會強化結構慣性與家族企業創新績效的正向關系。

關鍵詞：結構慣性；創新績效；二代涉入；上市家族制造企業

中圖分類號：F276.5? 文獻標識碼：A? 文章編號：1001-148X（2022）05-0013-10

組織慣性是組織與戰略管理的重要議題，組織慣性對企業創新及發展的作用逐漸受到理論界和實踐界的重視，結構慣性作為組織慣性的基本構成更是每一個企業都無法回避的現實問題。然而，由于研究對象、企業發展階段、理論視角的異質性，學術界對結構慣性的認知存在兩種截然相反的觀點，一種觀點認為結構慣性是“成功的副產品”，對企業成長起促進作用；另一種觀點堅持結構慣性是“組織的病癥”，阻礙企業的發展［1］。現有研究對結構慣性與企業創新的關系也尚未形成統一認識，一些學者認為結構慣性有利于積累企業創新所需資源，為創新奠定基礎［2-3］；但是，亦有學者指出結構慣性會使企業反應遲鈍，變得老態龍鐘，喪失主動學習和創新的積極性［4］。

在我國，制造業民營企業絕大多數是家族企業，因此研究結構慣性與制造業家族企業創新績效的關系更具現實意義。傳承被視作家族企業的生死劫，亦始終是家族企業理論探索的重要方向［5］。中國家族二代已經廣泛的涉入上市家族企業，家族企業已進入代際傳承的高峰期與關鍵階段。家族二代涉入毫無疑問會給家族企業帶來一些變化［6-8］。

基于此，本文基于資源基礎理論，在詮釋結構慣性與家族企業創新績效關系基礎上，考慮二代涉入因素，探索其對結構慣性與家族企業創新績效的影響。

一、理論邏輯與研究假設

（一）結構慣性對家族企業創新績效的影響

組織慣性研究一般分為三大派別，即組織生態學派、理性適應學派與混合學派，結構慣性作為組織慣性的基本內核自然與此一脈相承。具體而言，組織生態學派（“資源觀”）認為，結構慣性是組織經過激烈競爭后生存下來的結果，是利用組織戰略優勢和協調效應調整組織架構的自然結果，有利于資源與技術的積累。理性適應學派對結構慣性持“惰性觀”，認為結構慣性是阻礙組織變革與發展的前因變量。在組織形成與發展過程中，路徑依賴會引發邊際學習或邊際適應，進而導致結構慣性。混合學派結合環境選擇視角和理性適應學派的自主適應與有限理性，認為在組織和環境影響下，特定的組織將產生有意識的結構慣性。本文基于組織生態學派的觀點，認為結構慣性是使企業保持組織結構不變的一種狀態，是組織追求合法化與合理化的產物， 規范化、合理化以及制度化是其基本特征。

目前結構慣性與企業創新的關系尚未得出一致結論，一些學者認為結構慣性促進企業創新，另一些學者則認為結構慣性阻礙企業創新，這很大程度應歸因于學者們選用理論的差異。從資源觀出發，結構慣性是彈性組織行為適應性的結果［3］，有助于資源的形成、組合和選擇，從而促進企業創新；而基于惰性觀的學者則認為，結構慣性是組織僵化的表現，具有結構慣性的企業會出現反應遲鈍的現象，無法及時應對環境的變化，導致企業創新績效低下［9］。組織演化理論整合資源觀和惰性觀，提出結構慣性與企業發展關系的判斷應充分考慮企業所處的生命階段，并得出以下結論：企業發展早期，根據資源觀，結構慣性促進企業發展；企業發展后期，從惰性觀出發，結構慣性則會阻礙企業成長［10］。

值得注意的是，以往文獻使用企業年齡、規模等評估生命周期階段，需要對生命周期成員的基本分配提前做出假設，而現金流模式提供不受一致性影響的生命周期階段的簡潔指標，是公司業績和資源分配的結果，彌補了其他方法事先假設的缺陷。Dick i nson根據經營、投資與籌資三種凈現金流的符號，產生八種可能的現金流模式組合，再將8個分類分為5個理論生命周期階段即初創期、成長期、成熟期、動蕩期和衰退期［11］。鑒于通過中國A股上市審核的公司基本度過初創期，陳紅等在Dick i nson劃分的5種生命周期階段基礎上將初創期與成長期合并為成長期，成熟期與動蕩期合并為成熟期。因為文章的研究對象是中國滬深A股上市制造業家族企業，所以采用陳紅等判斷企業生命周期的方法①，得到如下數據：467個樣本屬于成長期，163個樣本屬于成熟期。由于大多數樣本處于成長期，因此文章基于資源觀，認為結構慣性對家族企業創新具有促進作用。

結構慣性從以下三個方面促進家族企業創新：第一，創新需要豐富的資源。結構慣性高的家族企業其內部更容易形成規范化、合理化以及制度化的結構，這種結構不僅為資源積累和傳遞提供有力支撐，還可以利用協同優勢調度資源，從而促進家族企業創新。第二，創新離不開穩定的內外部環境。當組織實施存在風險行為時，可靠性和可復制性尤其重要。而結構慣性程度高的家族企業可以用程序和結構來保證這兩個特性，維持家族企業的穩定。第三，內部成員認同感為創新提供動力。結構慣性越高的家族企業，其內部成員特別是非家族成員員工對企業的認同感、歸屬感越強，這有助于激發他們追求家族企業的發展的積極性，進而促進家族企業的創新。因此這里得到假設1：

H1：結構慣性與家族企業創新績效呈正相關關系，即隨著結構慣性的增強，家族企業的創新績效也相應提升。

（二）二代涉入的調節作用

二代涉入主要是指所有權與管理權的涉入，一般會增加家族企業發展的復雜性和不確定性，可能導致企業結構、文化及制度發生根本變化，甚至會產生破壞性［12］。

二代所有權涉入影響結構慣性與家族企業創新績效的關系。當家族二代持股比例較高時，企業的家族屬性就越明顯。家族企業為保持家族系統的穩定發展，不會承擔風險較大的活動，并且據社會情感財富理論，家族企業接班人出于保護家族社會情感財富目的，更傾向于維持企業現狀。因此，為穩固家族對企業的控制力和影響力以及追求現有財富損失的最小化和基業長青的目標，二代所有權涉入程度較高的家族企業更傾向于規避風險，優先集中精力和資源解決傳承時期的問題與沖突，如培養接班人，安撫其他家族成員以及緩和家族成員與非家族成員之間的矛盾等，這會導致原有的組織內部人力、財產、物力、信息等資源發生變化，抑制結構慣性對家族企業創新績效的正向作用，不利于家族企業創新?；谝陨峡紤]，提出以下假設：

H2：在其他條件既定前提下，二代所有權涉入會弱化結構慣性對家族企業創新績效的促進作用。

接下來看二代管理權涉入對結構慣性與家族企業創新績效關系的調節作用。首先，高階理論認為CEO的變更將會導致企業戰略發生改變［13］，由于一二代的觀念差異，二代進入家族企業會率先對企業的組織戰略、研發投入和資本支出等進行新的評估和調整。根據管理學家錢德勒提出環境決定戰略，組織結構適配戰略的思想，當二代涉入管理權特別是二代擔任CEO時，因為戰略的調整，組織結構亦會做出調整，從而對結構慣性形成一定沖擊，不利于新舊資源的組合和選擇，進而導致家族企業創新績效下降。

其次，企業進行創新活動需要大量的投入。由于家族二代難以繼承創一代的特殊資產，如社會資本等，家族企業在傳承階段往往缺乏關鍵創新資源，而且家族企業二代涉入之初往往權威合法性不足。此時，為滿足創新的資源需求以及快速提升權威合法性，家族二代會從外部引入大量資源，如資本、專業技術人才等，甚至還會實施急功近利的短期行為。上述行為會使得家族企業的組織結構變得越來越復雜，企業既有的知識經驗和人力資本等資源發生改變，進而抑制結構慣性對家族企業創新的支持作用，使得創新績效下降。

最后，家族管理權的傳遞會導致管理權結構的變化，加劇企業成員利益沖突和內部信息的不對稱性，造成家族企業專業技術和管理人才流失問題。另外，受中國傳統家文化的影響，家族企業在代際傳承時期單向利他主義嚴重［14］，且家庭政治也許會破壞企業正式的人事工作程序［15］。在這種環境下，家族二代成員比辛苦工作的非家族成員員工拿到更高的薪酬和福利，導致非家族成員員工內心不公平感激升，內部沖突加劇，企業人力、財產、物力、信息等資源循序漸進運轉的狀態被打破，進而結構慣性對家族企業創新績效的正向影響削弱。基于以上研究分析，提出以下假設：

H3： 在其他條件既定前提下，二代管理權涉入程度越高，結構慣性對家族企業創新績效的促進作用越弱。

至此，可得出以下理論模型：

二、研究設計

（一）樣本選擇和數據來源

論文以2008-2019年滬深A股上市制造業家族企業作為研究樣本，理由如下：一是中國家族企業常常扮演者中國制造的角色，過度依賴于低利潤的制造業，且結構慣性在制造業企業更加突出；二是國內家族企業面臨傳承與創新的雙重壓力。一方面中國家族企業進入傳承期；另一方面以互聯網和大數據為代表的新興科技給行業帶來了顛覆效應，使家族企業面臨創新的壓力。選取2008年作為開始年度主要是因為，我國大部分上市公司股權分置改革完成于2008年，而新會計準則于此前一年生效。

具體而言，基于國泰安數據庫中的“中國民營上市公司數據庫”，參考證監會行業分類標準②、王明琳等［16］以及李新春［13］的研究，篩選出同時滿足以下4個條件的企業為研究樣本：（1）上市公司為制造業企業；（2）實際控制人可追溯到某一自然人或家族且控制權大于等于15%；（3）至少有兩位及以上存在親緣關系的家族成員在上市公司持股或任職；（4）家族二代成員在上市公司持股或任職。文章參考姜濤等研究，對家族企業二代成員的選取標準為：在控制性家族中，家族中的二代成員為其中一名家族成員或幾名家族成員的子女、女婿、兒媳、侄子（女）、外甥（女）等［17］。如果一些公司存在多個二代涉入管理權和所有權的情況，為方便分析，本文則以二代成員中職位等級最高者或持股比例最大者作為研究對象。

鑒于目前尚無數據庫詳盡披露2008-2019年上市家族企業各家族成員的持股、任職等信息，本文利用國泰安數據庫完成初步篩選確定家族上市公司數量后，查閱樣本企業年報并同時結合百度、谷歌以及微信搜索等瀏覽相關公告和新聞報道，確定股東及高管可能存在的親緣關系以及二代成員的持股、任職等信息。對于缺失的數據，文章借助企查查、同花順等應用加以補充。最后，通過對樣本數據的收集處理，得到有效家族企業樣本114家、有效觀測值630個。

就數據處理而言，運用Stata15.0軟件對數據進行分析，并對所有連續型變量進行上下1%水平的Winsorize處理，以排除異常值對檢驗結果的影響。

（二）模型設定與變量定義

為揭示制造業家族企業結構慣性與家族企業創新績效的關系以及二代涉入對結構慣性與家族企業創新績效的調節作用，本文構建多元回歸模型。模型1是包含被解釋變量家族企業創新績效、解釋變量結構慣性、控制變量和隨機擾動項的回歸模型。其中被解釋變量家族企業創新績效（Ip），考慮到家族企業主觀測量具有一定的局限性，企業專利申請數量更加客觀且與企業創新水平聯系更加密切。因此，借鑒段玉婷等的研究，選取企業發明專利申請數作為企業創新績效的代理變量［18］，之所以只選用發明專利申請數是因為它在三種專利形式中技術含量最高，且最能體現企業創新水平。解釋變量結構慣性（Si），這里借鑒連燕玲等的研究，以企業員工總數、總市值、總資產、注冊資本4個指標分別進行標準化后相加衡量［19］，其中企業員工總數、總市值、總資產、注冊資本分別選取企業員工總數、總市值、總資產、注冊資本加1后取自然對數衡量。模型1中Controls表示控制變量，ε為隨機擾動項，i和t分別表示企業和年份。模型1如下所示：

Ipi，t=β0+β1Sii，t+ΣβiControlsi，t+εi，t（1）

接下來，在模型1基礎上加入調節變量二代所有權涉入（Sfo）以及中心化后的結構慣性與二代所有權涉入的交互項（C_Si×C_Sfo），構建模型2檢驗二代所有權涉入（Sfo）對結構慣性（Si）與家族企業創新績效（Ip）的調節效應。二代所有權涉入（Sfo）選取二代成員的持股比率作為代理變量。

Ipi，t=β0+β1Sii，t+β2Sfoi，t+β3C_Sii，t×C_Sfoi，t+ΣβiControlsi，t+εi，t（2）

最后為檢驗二代管理權涉入（Sfm）對結構慣性（Si）與家族企業創新績效（Ip）的調節作用，文章在模型1基礎上加入調節變量二代管理權涉入（Sfm）以及中心化后的結構慣性與二代所有權涉入的交互項（C_Si×C_Sfm），構建模型3。在二代管理權涉入（Sfm）方面，借鑒Finkelstein［20］、吳炯和梁亞［21］對家族企業成員管理權系數的計算方法，根據二代在家族企業擔任的職位依次賦值。Finkelstein在考慮結構性權力、所有者權力、專家權力和職位權力等因素基礎上，賦予不同職位不同權力系數，其中與本研究相關的系數是：董事長兼總經理，0.982；董事長兼其他職位，0.936；擔任董事長，0.930；總經理兼其他職位，0.905；擔任總經理或總裁，0.832；擔任副董事長，0.809；擔任副總經理或副總裁，0.740；擔任董事，0.706。

Ipi，t=β0+β1Sii，t+β2Sfmi，t+β3C_Sii，t×C_Sfmi，t+ΣβiControlsi，t+εi，t（3）

參考以往文獻對控制變量的選擇［22-23］，本文在模型1、模型2和模型3中加入以下控制變量：企業規模（Size） 、企業年齡（Age）、資產負債率（Lev）、總資產凈利潤率（Roa）、董事會人數（Directors）、獨立董事比例（Indr）、家族企業實際控制人年齡（Acage）、年份虛擬變量（Year）。表1 展示本文所用變量的具體測量說明。

三、實證分析

（一）描述性統計結果

表2顯示樣本期間被解釋變量家族企業創新績效（Ip）、解釋變量結構慣性（Si）、調節變量二代所有權涉入（Sfo）與管理權涉入（Sfm）以及控制變量的描述性統計結果。從表2可以看到，被解釋變量家族企業創新績效（Ip）的均值為23.93，最大值為414，最小值為1，標準差為54.24，與滬深A股上市公司數據相比，我國上市制造業家族企業創新績效比較低，這與我國上市制造業家族企業實際的創新投入非常薄弱以及創新人才缺乏等有關；解釋變量結構慣性（Si）是由企業員工總數、總市值、總資產、注冊資本4個分指標進行標準化后相加得到的綜合指標，正負號只代表結構慣性程度大小，不具有實際意義，不影響回歸分析；調節變量二代所有權（Sfo）涉入均值為0.0751，最大值為0.392，說明我國上市制造業家族企業中二代持股比例偏低。二代管理權涉入（Sfm）均值為0.829，最大值為0.982，說明我國上市制造業家族企業中二代擔任的職位普遍較高，其中不乏兼任董事長與總經理的家族二代。

（二）相關性分析

在開展回歸前本文對被解釋變量家族企業創新績效（Ip）、解釋變量結構慣性（Si）、調節變量二代所有權涉入（Sfo）與管理權涉入（Sfm）以及控制變量做相關性統計分析。從表3可以看到，解釋變量結構慣性（Si）與被解釋變量家族企業創新績效（Ip）在1%顯著性水平上正相關，相關系數為0.344，說明結構慣性水平越高的家族企業，其創新績效水平更高，與本文研究假設H1一致；企業資產負債率（Lev）與家族企業創新績效（Ip）在1%顯著性水平上正相關，相關系數為0.126，說明當家族企業資產負債率過高時，家族企業在創新上投入的資源較多；總資產凈利潤率（Roa）與家族企業創新績效（Ip）在5%顯著性水平上正相關，相關系數為0.094，說明當企業盈利能力較好及經營穩定時，家族企業則會適當增加創新活動，追求家族財富最大化。總體來看，模型各變量間存在一定的相關關系，但相關性普遍偏低。

（三）回歸結果

為更好地揭示結構慣性、二代涉入與家族企業創新績效的關系，本文依據資源基礎理論，采用多元回歸模型驗證假設，回歸結果如表4所示。其中，模型1檢驗結構慣性與家族企業創新績效的因果關系；模型2進一步考察二代所有權涉入對結構慣性與家族企業創新績效關系的調節作用；模型3則是檢驗二代管理權涉入對結構慣性與家族企業創新績效的影響。上述模型均以家族企業創新績效（Ip）為被解釋變量，結構慣性（Si）為解釋變量，二代所有權（Sfo）、管理權涉入（Sfm）為調節變量。

從表4還可以看出，模型1結構慣性（Si）的回歸系數為4.237，在5%顯著性水平上與家族企業創新績效（Ip）正相關，假設H1得到驗證，這表明成長期的制造業家族企業結構慣性程度越高，則越推動家族企業創新績效的提升。由此可知，結構慣性并非一直阻礙企業的成長與發展。

模型2結構慣性（Si）的回歸系數為4.621，在5%顯著性水平上與家族企業創新績效（Ip）正相關；結構慣性（Si）與二代所有權涉入（Sfo）中心化后的交互項（C_Si×C_Sfo）回歸系數為負但不顯著，假設H2未通過驗證，表明二代所有權涉入（Sfo）不能調節結構慣性（Si）與家族企業創新績效（Ip）的正向關系，究其原因，可能是我國家族企業中二代所有權涉入程度普遍偏低，不足以對企業的結構、慣例以及戰略實施等產生顯著影響。

模型3結構慣性（Si）的回歸系數為4.285，在5%顯著性水平上與家族企業創新績效（Ip）正相關；結構慣性（Si）與二代管理權涉入（Sfm）中心化后的交互項（C_Si×C_Sfm）在10%顯著性水平上的標準化回歸系數為-8.685，表明二代管理權涉入負向調節結構慣性與家族企業創新績效的正向關系，從而支持本文的假設H3。

綜上，表4回歸結果表明，結構慣性促進家族企業創新績效。在代際傳承背景下，二代所有權涉入對結構慣性與家族企業創新績效的影響甚微，但二代管理權涉入明顯抑制結構慣性對家族企業創新績效的正向作用。

括號內為t 統計值（下同）。

現有文獻表明，結構慣性有利于企業進行資源積累，對企業創新具有促進作用［2-3］。從表4主要回歸結果看出，結構慣性程度越高，家族企業創新績效越高，結構慣性對家族企業創新績效起正向作用。上述結果與現有文獻所得結論基本一致。

（四）穩健性檢驗

為考察所選模型及指標解釋能力的強壯性且鑒于數據樣本的特點，文章選擇從以下三個方面進行穩健性檢驗：首先，更換解釋變量的代理變量。參照已有文獻對結構慣性的測度，文章將家族企業員工總數、總市值、總資產、注冊資本4個指標分別加1取自然對數，再進行標準化后相加作為衡量結構慣性的代理變量。在穩健性檢驗中，則僅選取員工總數和總資產分別加1后取自然對數再進行標準化后相加作為代理變量，被解釋變量和控制變量保持不變，對樣本數據再次進行回歸，得到如表5所示的結果：結構慣性（Si）的回歸系數都顯著為正，回歸結果與上述主回歸一致，這說明解釋變量的不同測量方法未對實證結果產生影響。然而，值得注意的是，各模型結構慣性（Si）的系數變大，表明結構慣性（Si）對家族企業創新績效（Ip）的促進作用增強。

隨后，更換樣本容量。將實際控制人控制權由原先的大于等于15%，擴大到大于等于20%，樣本數據由之前的630縮減為585，再對該樣本進行回歸。從表6可看出，模型1結構慣性（Si）的回歸系數為5.740，在5%顯著性水平上與家族企業創新績效（Ip）正相關；模型2結構慣性（Si）的回歸系數為6.581，在5%顯著性水平上與家族企業創新績效（Ip）正相關，二代所有權涉入（Sfo）與結構慣性（Si）中心化后的交互項（C_Si×C_Sfo）系數為-40.53且顯著；模型3結構慣性（Si）的回歸系數為5.761，在5%顯著性水平上與家族企業創新績效（Ip）正相關，二代管理權涉入（Sfm）與結構慣性中心化后的交互項（C_Si×C_Sfm）系數為-19.79且顯著?？梢杂^察到，與主回歸結果對比，二代所有權的調節作用變顯著，這與縮小樣本之后二代所有權涉入程度提升有關。

最后，將調節變量二代所有權涉入（Sfo）和管理權涉入（Sfm）同時代入模型2、3中，考察其對結構慣性（Si）與家族企業創新績效（Ip）之間關系的調節作用，表7結果顯示：結構慣性（Si）的回歸系數為4.587，在5%顯著性水平上與家族企業創新績效（Ip）正相關，結構慣性（Si）與二代所有權涉入（Sfo）中心化后的交互項（C_Si×C_Sfo）系數為負但不顯著；二代管理權涉入（Sfm）與結構慣性（Si）中心化后的交互項（C_Si×C_Sfm）系數為-8.139且顯著，表明將二代所有權和管理權涉入同時代入模型未對結果產生影響。

由表5—表7的結果可知，主要解釋變量的方向和顯著性均未發生明顯變化，對假設的檢驗情況與主回歸基本一致，可見研究結果具有穩健性。

四、進一步分析

前述分析表明結構慣性對家族企業創新績效起促進作用，二代所有權涉入對結構慣性與家族企業創新績效的調節效應不顯著，但二代管理權涉入會明顯抑制二者的關系。為進一步檢驗不同行業結構慣性對家族企業創新績效的作用以及二代涉入對二者關系的調節作用，文章借鑒江劍和官建成的分類標準［24］以及高技術產業（制造業）分類（2017）③，將樣本企業分為兩組，一組是高技術行業家族企業，另一組是中低技術行業家族企業。

（一）不同行業的基本統計特征

根據上述標準對樣本進行企業分類，得到高技術行業家族企業數量為298家，中低技術行業的家族企業數量為332家。在對不同行業做回歸分析之前，先對高技術行業與中低技術行業企業分別進行基本統計分析。從表8可以看到，高技術行業結構慣性（Si）平均值為負，中低技術行業則為正，高、中低技術行業結構慣性（Si）標準差較大，說明制造業家族企業間結構慣性（Si）程度差異較大；在二代所有權涉入（Sfo）方面，高技術行業平均值要高于中低技術行業，表明高技術行業二代涉入所有權程度要高于中低技術行業；從二代管理權涉入（Sfm）來看，高技術行業與中低技術行業平均值與標準差差異不太大；在家族企業創新績效（Ip）方面，高技術行業平均值高于中低技術行業，說明高技術行業創新績效高于中低技術行業。

（二）行業分組回歸

為檢驗結構慣性、二代涉入與家族企業創新績效三者關系是否具有行業異質性，文章對所選兩個行業的數據分別進行前文提出的模型1-3的回歸分析，得到兩個行業對相關假設的驗證情況。

從表9可以看出，高技術行業模型1-3中結構慣性（Si）的回歸系數均為正且在5%顯著性水平上顯著，結構慣性（Si）顯著促進家族企業創新績效（Ip），支持假設H1；中低技術行業模型1-3中結構慣性（Si）的回歸系數為正但不顯著，且明顯低于高技術行業結構慣性（Si）的回歸系數。這表明高技術行業結構慣性（Si）對家族企業創新績效（Ip）的正向作用比中低技術行業更強。

根據高技術行業組模型2、3可看出，結構慣性（Si）與二代所有權涉入（Sfo）中心化后的交互項（C_Si×C_Sfo）的回歸系數為-85.77且在1%的顯著性水平上顯著，說明二代所有權涉入（Sfo）會抑制結構慣性（Si）對家族企業創新績效（Ip）的正向作用；結構慣性（Si）與二代管理權涉入（Sfm）中心化后的交互項（C_Si×C_Sfm）的回歸系數為負（-17.79）但不顯著。雖然顯著性水平與主回歸有所差異，但二代所有權、管理權涉入的調節作用都是負向的，支持研究假設H2、H3。從中低技術行業分組模型2、3可看出，結構慣性（Si）與二代所有權涉入（Sfo）中心化后的交互項（C_Si×C_Sfo）的回歸系數為正（17.86）且不顯著；結構慣性（Si）與二代管理權涉入（Sfm）中心化后的交互項（C_Si×C_Sfm）的回歸系數為正（3.859）且在10%的顯著性水平上顯著，說明二代管理權涉入（Sfm）會強化結構慣性（Si）對家族企業創新績效（Ip）的促進作用。

總的來看，不論處于哪個行業，結構慣性對家族企業創新績效均發揮積極作用，但在高技術行業這種促進效果更顯著。另外，高技術行業二代涉入會抑制結構慣性對家族企業創新績效的正向作用，而中低技術行業二代涉入卻會增強該作用。這是因為處于中低技術行業的家族企業，對二代帶來的新的觀念、想法以及資源缺乏敏感性，二代涉入未給家族企業結構慣性對創新績效的影響路徑造成較大影響。上述討論對結構慣性、二代涉入與家族企業創新績效三者的關系提供全面認識，有助于處在不同行業的家族企業更好地處理三者的關系。

五、結論與討論

結構慣性與企業創新的關系一直飽受爭議，為緩解這一矛盾，文章在對樣本制造業家族企業進行生命周期判斷基礎上，利用中國2008-2019年制造業家族企業數據進行對結構慣性與家族企業創新績效關系的分析，并且基于二代涉入視角，圍繞所有權涉入和管理權涉入兩個維度探究二代涉入對結構慣性與家族企業創新績效間關系的影響。樣本的檢驗結果表明：

結構慣性能夠顯著促進家族企業創新績效。這與Le Mens等［2］、施蕭蕭和張慶普［3］的研究結論基本一致。不同的是，本文所選樣本為制造業家族企業且事先對樣本企業進行生命周期的判斷，然后基于資源基礎理論發現：結構慣性為家族企業為創新奠定了基礎，不僅促進資源的積累和傳遞，還具有調度資源的協同優勢；結構慣性還為家族企業創新提供穩定的環境。創新具有較高風險，此時可靠性和可復制性便凸顯出來，而結構慣性程度高的家族企業可以用程序與結構穩固這兩個特性，從而維持家族企業的穩定；結構慣性程度高的家族企業，其員工對企業自身的歸屬感、認同感越強，這有助于激發員工對工作的熱情與積極性，激發創造力。因此，當家族企業結構慣性較強時，家族企業的創新績效就越高。

更進一步，文章發現二代涉入對結構慣性與家族企業創新績效間關系具有調節作用。二代涉入分為所有權涉入和管理權涉入，實證結果表明二代所有權涉入對結構慣性與家族企業創新績效關系不具有調節作用，這與中國家族企業二代所有權涉入水平較低具有緊密聯系；雖然二代所有權涉入未發揮調節作用，但二代成員在企業任職會抑制結構慣性與家族企業創新績效間的正相關關系。二代管理權涉入一方面導致家族企業管理權結構發生變化，企業內部沖突加??；另一方面，由于中國家族企業二代擔任職位普遍偏高，因此他們的管理行為對家族企業具有極大影響力。傳承時期，難以繼任特殊資產以及缺乏權威合法性等尷尬局面迫使家族二代采取一系列行動，而這些足以影響結構慣性與家族企業創新績效的關系。

最后，文章發現結構慣性、二代涉入與家族企業創新績效的關系具有很強的行業異質性：高技術行業家族企業結構慣性對創新績效的促進作用比中低技術行業更強；高技術行業二代涉入弱化結構慣性對家族企業創新績效的正向作用，但中低技術行業家族企業二代涉入卻會強化結構慣性對家族企業創新績效的促進作用。這是因為處于中低技術行業的制造業家族企業，業務比較單一、流程相對固定，二代進入企業一般只需要維持及進一步鞏固現有業務及流程，從而強化結構慣性對家族企業創新績效的影響。

立足于上述結論，本文提出如下啟示：一方面，科學看待結構慣性，避免因對結構慣性的錯誤認知喪失企業進一步發展的機會。中國經濟進入高質量發展階段，對制造業家族企業發展提出了更高的要求，唯有通過不斷創新才能在激烈的市場競爭中立于不敗之地。處于成長期的制造業家族企業發揮結構慣性對創新的作用具有非常重要的現實意義。另一方面，完善家族企業內部傳承體系，全面考慮二代涉入對結構慣性與家族企業創新關系的影響。隨著越來越多的制造業家族企業進入代際傳承階段，家族二代涉入給企業帶來的負面效應逐漸凸顯［17，25］。因此，制造業家族企業應該綜合判斷二代涉入給企業帶來的優劣，然后再對二代是否涉入、何時涉入、涉入所有權還是管理權等做出系統安排。同時，家族企業還需要重視不同行業二代涉入對結構慣性與家族企業創新績效關系影響的異質性。

注釋：

① 成長期企業現金流量表具有如下特征：經營與投資活動為流出、籌資活動為流入或經營與籌資活動為流入、投資活動為流出；成熟期企業現金流量表具有如下特征：經營活動為流入、投資與籌資活動為流出或經營、投資與籌資活動均為流出或經營、投資與籌資活動均為流入。

② 證監會行業分類標準指《上市公司行業分類指引》（2012年修訂）。

③ 高技術行業所包含行業的代碼：C27、C35、C36、C37、C38、C39、C40；中低技術行業所包含行業的代碼：C13、C14、C15、C16、C17、C18、C19、C20、C21、C22、C23、C24、C25、C26、C28、C29、C30、C31、C32、C33、C34、C27、C41、C42、C43。

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Structural Inertia， Second-generation Involvement and Family Business Innovation

Performance：Experience of Chinese Listed Manufacturing Companies

YANG Zai-jun， ZHANG Ke

（College of Business Administration， Hebei University of Economics and Business，

Shijiazhuang 050061，China）

Abstract：Structural inertia is a double-edged sword for enterprise innovation.The thesis uses the data of? the Shanghai and Shenzhen A-share manufacturing family companies from 2008 to 2019 to explain the relationship between structural inertia and family business innovation performance? considering the perspective of second-generation involvement.The results show that structural inertia is conducive to improving family business innovation; second-generation ownership involvement does not significantly regulate the relationship， and second-generation management rights involvement can restrain structural inertia.The regression results by industry show that the structural inertia of high-tech industries has a stronger effect on family business innovation performance than low- and medium-tech industries; the second -generation involvement of family businesses in low- and medium-tech industries will strengthen the positive relationship.

Key words：structural inertia；innovative performance；second-generation involvement；family manufacturing enterprise

（責任編輯：周正）