家族企業(yè)實(shí)際控制人所有權(quán)對企業(yè)創(chuàng)新投資的影響研究
——兩權(quán)分離和夫妻共同持股的調(diào)節(jié)效應(yīng)

尹飄揚(yáng)，陳凱艷，周 旻

（淮陰工學(xué)院 商學(xué)院，江蘇 淮安 223001）

中國的私營企業(yè)，尤其是傳統(tǒng)家族企業(yè)具有非常濃重的個人色彩，企業(yè)之所以成功，離不開出色的創(chuàng)一代，家族企業(yè)的創(chuàng)始人或者實(shí)際控制人在企業(yè)的經(jīng)營決策過程中發(fā)揮了至關(guān)重要的作用，尤其是對于企業(yè)具有長期性的、高風(fēng)險性的投資決策行為，比如研發(fā)創(chuàng)新投資決策、重大的固定資產(chǎn)投資決策。而影響實(shí)際控制人行使這些重大投資行為的決定權(quán)的往往是實(shí)際控制人的所有權(quán)比例，而現(xiàn)有的研究主要聚焦于家族企業(yè)實(shí)際控制人直接持有公司的股權(quán)對家族企業(yè)的價值的影響（邵帥和呂長江；2015）[1]、創(chuàng)始人家族控股對現(xiàn)金股利的影響（楊超和山立威，2018）[2]、實(shí)際控制人持股水平對企業(yè)績效的影響（吳國鼎，2015）[3]，鮮有涉及家族企業(yè)實(shí)際控制人的持股水平對研發(fā)創(chuàng)新的影響研究。本文以上市家族企業(yè)實(shí)際控制人所有權(quán)這一影響因素為切入點(diǎn)，考察家族企業(yè)實(shí)際控制人所有權(quán)和企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新投資之間的關(guān)系，并進(jìn)一步研究兩權(quán)分離和夫妻共同持股在這一關(guān)系中的調(diào)節(jié)效應(yīng)。

一、文獻(xiàn)回顧

在家族企業(yè)中，企業(yè)實(shí)際控制人可能因?yàn)榄h(huán)境因素或情感因素對企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新投資決策產(chǎn)生顯著影響（De，Massis 等，2012）[4]。而且家族企業(yè)在資金的來源與投入、治理結(jié)構(gòu)以及分工授權(quán)等方面明顯區(qū)別于非家族企業(yè)，故而二者在研發(fā)創(chuàng)新投資力度上也存在明顯差別（Chrisman 和Parel，2012；陳德球和鐘昀珈，2011）[5-6]。一般認(rèn)為家族所有權(quán)與研發(fā)創(chuàng)新投資呈負(fù)相關(guān)，但是當(dāng)企業(yè)存在增長機(jī)會時，這種關(guān)系卻會變得積極（Young 等，2015）[7]。Jasper 和Bammens（2018）[8]則認(rèn)為社會情感決策的考慮在家族企業(yè)中扮演著更突出的角色，家庭所有權(quán)會阻礙高風(fēng)險的長期研發(fā)創(chuàng)新投資強(qiáng)度。但是，家族所有權(quán)與CEO 二元性/獨(dú)立董事比例的交互作用與研發(fā)投入呈負(fù)/正相關(guān)關(guān)系，表明家族所有權(quán)擁有度高的企業(yè)可能會在CEO 與董事長角色分離或董事會中包含更獨(dú)立的外部人士時增加研發(fā)創(chuàng)新投資（Hsiang 和Tsung，2009）[9]。除此之外，家族的控制意愿和對關(guān)鍵決策的把控能力也存在抑制企業(yè)的研發(fā)創(chuàng)新投資的作用，而且對關(guān)鍵決策的把控能力在控制意愿與企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新投入之間的關(guān)系中發(fā)揮了完全中介作用（吳炳德；2016）[10]。

而代吉林等（2012）[11]的實(shí)證研究表明家族企業(yè)所有權(quán)及控制權(quán)和家族企業(yè)研發(fā)投資之間并非呈現(xiàn)完全的線性關(guān)系，而呈現(xiàn)出一種倒U 型關(guān)系，這表明家族企業(yè)的所有權(quán)和控制權(quán)對研發(fā)創(chuàng)新投資存在正、負(fù)面兩種影響作用。同時，首席執(zhí)行官冒險的傾向?qū)?chuàng)新投資具有積極的作用，但是這種積極效應(yīng)會隨著家庭成員所有權(quán)的提高而減弱。而當(dāng)家族成員涉入到企業(yè)高管層時，高管團(tuán)隊(duì)的整體性和努力的統(tǒng)一性將得到提高，企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新投資會得到進(jìn)一步提升（Andrea 等，2019）[12]。Stefania 等（2020）[13]的研究卻顯示家族企業(yè)的家族管理與創(chuàng)新投資意愿之間的負(fù)面影響，但需求拉動和技術(shù)推動的創(chuàng)新沖動可以緩解這種負(fù)面影響。另一方面，家族的代際涉入也將在不同程度上影響家族企業(yè)的研發(fā)創(chuàng)新投資決策（黃海杰等，2018；尹飄揚(yáng)和李前兵，2020）[14-15]。

二、理論分析與研究假設(shè)

（一）實(shí)際控制人持股比例與企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新投資

通常來說家族企業(yè)較之于非家族企業(yè)會更加注重企業(yè)的長遠(yuǎn)發(fā)展，出于企業(yè)長期發(fā)展的需求，更傾向于加大研發(fā)創(chuàng)新投資力度（Miller 和Breton，2006；Braun 和Sharma，2007）[16-17]。另一方面從社會情感財富（SEW）保護(hù)視角而言，企業(yè)的研發(fā)創(chuàng)新投資容易帶來家族企業(yè)社會情感財富的損失，影響家族企業(yè)的長期發(fā)展，為了保存家族企業(yè)的社會情感財富，家族企業(yè)通常會選擇減少其研發(fā)創(chuàng)新投資（吳炳德和陳凌，2014）[18]。家族企業(yè)最為常見且直觀體現(xiàn)實(shí)際控制人所有權(quán)的參數(shù)即為實(shí)際控制人的持股比例，如果企業(yè)實(shí)際控制人的持股比例較低，但是控制權(quán)較大，那么出于收益的長遠(yuǎn)角度考慮，可能最大化利用所擁有的控制權(quán)加大對企業(yè)的研發(fā)創(chuàng)新投資，長久而穩(wěn)定地獲得利益（王卓和寧向東，2017）[19]。但是當(dāng)實(shí)際控制人的持股比例較大，所分得的既得利益和企業(yè)利潤直接掛鉤，出于自身財富最大化的考慮，可能會對企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新投資呈現(xiàn)一種消極態(tài)度，從而通過拉高企業(yè)的短期利潤以獲得最大財富。故此，提出如下假設(shè)：

假設(shè)1：家族企業(yè)研發(fā)投資與實(shí)際控制人所有權(quán)比例呈倒U 形關(guān)系，即在實(shí)際控制人持股比例處于臨界點(diǎn)之前，研發(fā)創(chuàng)新投資會隨著持股比例的上升而增加，超過臨界點(diǎn)后，研發(fā)創(chuàng)新投資會隨著持股比例的增加而降低。

（二）所有權(quán)和控制權(quán)兩權(quán)分離的調(diào)節(jié)作用

所有權(quán)是指公司股東對公司現(xiàn)金流的要求權(quán)，一般可用終極現(xiàn)金流權(quán)來予以衡量；控制權(quán)則是一種基于所有權(quán)的衍生權(quán)利，這種權(quán)利可以對公司的重大決策產(chǎn)生重大影響甚至發(fā)揮決定性的作用，故有時可用投票權(quán)來表示。企業(yè)實(shí)際控制人通過參與管理等方式獲得超出和所有權(quán)相匹配的控制權(quán)，就形成了兩權(quán)分離的局面（謝會麗等，2019）[20]。兩權(quán)分離程度對企業(yè)的研發(fā)創(chuàng)新投資會有侵占效應(yīng)（陳金勇等，2013）[21]，當(dāng)企業(yè)所有權(quán)和控制權(quán)分離到一定程度時會削弱企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新投資帶來的效益，進(jìn)而對企業(yè)研發(fā)投資起到抑制作用，這意味著兩權(quán)分離程度對公司研發(fā)創(chuàng)新投資強(qiáng)度具有顯著負(fù)向影響（楊風(fēng)等，2016；周瑜勝和宋光輝，2016）[22-23]。熊艷（2014）[24]研究表明民營企業(yè)中控股股東兩權(quán)分離和產(chǎn)品市場競爭會顯著地相互影響企業(yè)創(chuàng)新投資。由此，提出如下假設(shè)：

假設(shè)2：當(dāng)家族企業(yè)實(shí)際控制人的所有權(quán)和控制權(quán)兩權(quán)分離時，研發(fā)投資與家族企業(yè)實(shí)際控制人所有權(quán)比例呈倒U 形關(guān)系，但臨界點(diǎn)會降低。也就是實(shí)際控制人的所有權(quán)和控制權(quán)兩權(quán)分離的企業(yè)對研發(fā)創(chuàng)新投資會有抑制作用。

（三）夫妻共同持股的調(diào)節(jié)作用

由于夫妻關(guān)系的親密性，夫妻雙方共同持股的企業(yè)在做出重大決定時，不再局限于個體的利益最大化，而是更深層次的希望家庭利益最大化，出于這種考慮，他們往往會共同決策（Palma 等，2011；Carlsson等，2012）[25-26]，相比于個人決策，夫妻共同決策能夠更好地規(guī)避風(fēng)險（Munro 和Bateman，2004）[27]，因?yàn)榉蚱揠p方在共同決策時，妻子的保守和丈夫的激進(jìn)能夠一定程度上相互融合，最終決策所承擔(dān)的風(fēng)險水平可能是兩者的折中選擇，大大降低了決策可能帶來的風(fēng)險性（Jianakoplos 等，2003）[28]，也就是說夫妻共同持股的企業(yè)比夫妻雙方僅一方單獨(dú)持股的企業(yè)更希望規(guī)避風(fēng)險，也就是企業(yè)的風(fēng)險承擔(dān)水平更低（肖金利等，2018）[29]。據(jù)此，提出如下假設(shè)：

假設(shè)3：當(dāng)家族企業(yè)是由夫妻共同持股時，研發(fā)創(chuàng)新投資與家族企業(yè)實(shí)際控制人所有權(quán)比例呈倒U 形關(guān)系，但臨界點(diǎn)會降低，也就是夫妻共同持股的企業(yè)對研發(fā)創(chuàng)新投資會有抑制作用。

三、研究設(shè)計

（一）樣本選擇和數(shù)據(jù)來源

（1）選擇的樣本來源：鑒于2013 年后上市公司的研發(fā)投入信息披露已較為全面，故選取2013—2019年的A 股上市家族企業(yè)作為樣本。（2）選擇家族企業(yè)的標(biāo)準(zhǔn)：企業(yè)的實(shí)際控制人為自然人或一個家族，并且其控制權(quán)達(dá)到上市公司的10%以上，家族企業(yè)數(shù)據(jù)來自于CSMAR 的民營企業(yè)數(shù)據(jù)庫并通過手工篩選。（3）其他企業(yè)財務(wù)及公司治理數(shù)據(jù)來自CSMAR數(shù)據(jù)庫；通過對年報及互聯(lián)網(wǎng)信息的鑒別手工收集夫妻共同持股數(shù)據(jù)。對特殊樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行了以下處理：（1）剔除了金融行業(yè)公司數(shù)據(jù)；（2）刪掉了數(shù)據(jù)有缺失的樣本；（3）上下1%winsorize 處理了連續(xù)變量數(shù)據(jù)。所有數(shù)據(jù)分析采用軟件Stata 15 完成。

（二）變量選擇

（1）被解釋變量（Rd）：借鑒其他相關(guān)文獻(xiàn)，本文以研發(fā)創(chuàng)新投入強(qiáng)度（研發(fā)投入/銷售收入）來表示。

（2）解釋變量（Owner）：以實(shí)際控制人持有上市公司的所有權(quán)比例來表示。

（3）本文借鑒其他相關(guān)文獻(xiàn)，結(jié)合所要檢驗(yàn)的假設(shè)，選取的控制變量主要包括公司規(guī)模（Size）：用企業(yè)期末總資產(chǎn)的自然對數(shù)來表示；資產(chǎn)負(fù)債率（Debt）：用負(fù)債總額/總資產(chǎn)進(jìn)行衡量；現(xiàn)金流（Cash）：用經(jīng)營活動產(chǎn)生的現(xiàn)金流量凈額/營業(yè)總收入來表示；總資產(chǎn)收益率（Roa）：用凈利潤/總資產(chǎn)平均余額進(jìn)行衡量；公司成長率（Growth）：用公司營業(yè)收入增長率來表示；公司成立年數(shù)（Fage）：以公司成立至統(tǒng)計年度的年數(shù)來表示；股權(quán)制衡（Firsh）：以第一大股東持股比例來表示；機(jī)構(gòu)持股比例（Lrate）：表示機(jī)構(gòu)投資者持有流通股比例；兩職合一（Dual）：以董事長和總經(jīng)理是否兼任來表示；董事會規(guī)模（Board）：以董事會人數(shù)表示；獨(dú)董比例（Idrate）：以獨(dú)董人數(shù)/董事會人數(shù)來表示；年度虛擬變量（Year）；行業(yè)（Ind）：參照中國證監(jiān)會2012 年公布的《上市公司行業(yè)分類指引》來劃分。

（4）調(diào)節(jié)變量：兩權(quán)分離（Vc），實(shí)際控制人的所有權(quán)和控制權(quán)分離取1，沒有分離取0。夫妻共同持股（Hw），夫妻共同持有上市家族企業(yè)股份取1，否則取0。

（三）模型設(shè)定

為了檢驗(yàn)假設(shè)1，建立如下模型：

為了檢驗(yàn)假設(shè)2，建立如下模型：

為了檢驗(yàn)假設(shè)3，建立如下模型：

模型中其他相關(guān)變量定義如表1 所示，其中Controli為前述的一系列控制變量，Owner2為Owner的平方項(xiàng)，Owner_vc為Owner和Vc的乘積，Owner2_vc 為Owner2和Vc的乘積，Owner_hw為Owner和Hw的乘積，Owner2_hw為Owner2和Hw的乘積；ε為擾動項(xiàng)。

表1 變量定義表

四、實(shí)證結(jié)果分析

（一）描述性統(tǒng)計

表2 結(jié)果顯示樣本企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新投資均值為4.111，表明家族企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新投入強(qiáng)度一般；企業(yè)實(shí)際控制人所有權(quán)（Owner）的最大值為72.00%，最小值為4.53%，跨度較大，平均值為33.55%。兩權(quán)分離（Vc）的均值為0.52，表明超半數(shù)樣本企業(yè)的所有權(quán)和控制權(quán)沒有統(tǒng)一。夫妻共同持股（Hw）的均值為0.232，可以看出，大部分樣本企業(yè)并不是夫妻共同持股，多數(shù)企業(yè)僅夫妻中一方持有股份。

表2 描述性統(tǒng)計表

（二）相關(guān)分析

本文對解釋變量、被解釋變量以及主要控制變量進(jìn)行了相關(guān)性分析（相關(guān)系數(shù)表略），相關(guān)系數(shù)顯示創(chuàng)新投入強(qiáng)度（Rd）與所有權(quán)比例在1%水平呈顯著正相關(guān)；大部分控制變量和被解釋變量之間具有比較顯著的相關(guān)關(guān)系，這說明本文選取的控制變量與被解釋變量之間的關(guān)系密切。此外，各解釋變量和控制變量間的相關(guān)系數(shù)均沒有超過0.4，平均VIF值都小于3，表明各變量之間不存在多重共線性。

（三）回歸分析

1.假設(shè)1 的回歸分析。表3 顯示假設(shè)1 的回歸結(jié)果，模型（1）為被解釋變量企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新投入強(qiáng)度與解釋變量實(shí)際控制人所有權(quán)比例的一次項(xiàng)、所有權(quán)比例二次項(xiàng)（Owner2）進(jìn)行回歸的結(jié)果，實(shí)際控制人所有權(quán)比例一次項(xiàng)的回歸系數(shù)為0.054，且在1%水平顯著；實(shí)際控制人所有權(quán)比例二次項(xiàng)的回歸系數(shù)為負(fù)，并且在1%水平顯著。初步證明實(shí)際控制人的所有權(quán)比例與研發(fā)創(chuàng)新投入呈倒U 型關(guān)系。加入一系列控制變量得到模型（2）和模型（3），實(shí)際控制人所有權(quán)比例一次項(xiàng)系數(shù)為0.055 8 和0.046 7，都在1%的統(tǒng)計水平顯著；實(shí)際控制人所有權(quán)比例二次項(xiàng)的回歸系數(shù)均為負(fù)，并在1%的水平顯著。從三個模型的結(jié)果可以看出最終模型的擬合度有所提升，其整體解釋作用良好，一次項(xiàng)系數(shù)顯著為正，二次項(xiàng)系數(shù)顯著為負(fù)，所以假設(shè)1 得到支持。并且實(shí)際控制人所有權(quán)比例存在一個最優(yōu)值，可以使企業(yè)研發(fā)投入達(dá)到最高水平，基于上述回歸結(jié)果可得圖1，由圖1 可知當(dāng)企業(yè)實(shí)際控制人所有權(quán)比例達(dá)到42.3%時，企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新投入達(dá)到最高水平。

表3 假設(shè)1 檢驗(yàn)：全樣本回歸結(jié)果

圖1 假設(shè)1 回歸曲線結(jié)果圖

2.假設(shè)2 和假設(shè)3 的回歸分析。表4 的模型（1）是對假設(shè)2 的檢驗(yàn)結(jié)果，模型（1）顯示被解釋變量研發(fā)創(chuàng)新投入強(qiáng)度與解釋變量實(shí)際控制人所有權(quán)比例的一次項(xiàng)、二次項(xiàng)及其和調(diào)節(jié)變量兩權(quán)分離交乘項(xiàng)進(jìn)行回歸的結(jié)果，實(shí)際控制人所有權(quán)比例一次項(xiàng)系數(shù)為正，在1%的水平顯著；實(shí)際控制人所有權(quán)比例二次項(xiàng)的回歸系數(shù)為負(fù)，并在1%的水平顯著。實(shí)際控制人所有權(quán)比例和調(diào)節(jié)變量兩權(quán)分離的乘積的一次項(xiàng)系數(shù)為負(fù)，其二次項(xiàng)系數(shù)為正，并都在1%的水平顯著。從表4 模型（1）的分析可以看出模型整體解釋作用良好，一次項(xiàng)顯著為正，二次項(xiàng)顯著為負(fù)，即當(dāng)家族企業(yè)實(shí)際控制人的所有權(quán)和控制權(quán)兩權(quán)分離時，研發(fā)創(chuàng)新投資與家族企業(yè)實(shí)際控制人所有權(quán)比例呈倒U 型關(guān)系，但臨界點(diǎn)會降低。也就是所有權(quán)和控制權(quán)兩權(quán)分離的企業(yè)對研發(fā)創(chuàng)新投資會有抑制作用。基于上述回歸結(jié)果可得圖2，當(dāng)企業(yè)實(shí)際控制人所有權(quán)比例達(dá)到34.8%時，企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新投入達(dá)到最高水平。對比圖1 可證明家族企業(yè)所有權(quán)和控制權(quán)兩權(quán)分離時，企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新投資達(dá)到最高水平的臨界點(diǎn)有所降低，假設(shè)2 得到支持。

表4 假設(shè)2 和假設(shè)3 檢驗(yàn)：兩權(quán)分離（夫妻共同持股）調(diào)節(jié)作用的回歸結(jié)果

圖2 假設(shè)2 回歸曲線結(jié)果圖

表4 的模型（2）是對假設(shè)3 的檢驗(yàn)結(jié)果，模型（2）顯示了被解釋變量研發(fā)創(chuàng)新投入強(qiáng)度與解釋變量實(shí)際控制人所有權(quán)比例的一次項(xiàng)、二次項(xiàng)及其和調(diào)節(jié)變量夫妻共同持股交乘項(xiàng)進(jìn)行回歸的結(jié)果，實(shí)際控制人所有權(quán)比例一次項(xiàng)系數(shù)為正，在1%水平顯著；實(shí)際控制人所有權(quán)比例二次項(xiàng)的回歸系數(shù)為負(fù)，并在1%水平顯著。實(shí)際控制人所有權(quán)比例和調(diào)節(jié)變量夫妻共同持股的乘積的一次項(xiàng)系數(shù)為負(fù)，其二次項(xiàng)系數(shù)為正，并都在10%水平顯著。即當(dāng)家族企業(yè)是由夫妻共同持股時，研發(fā)創(chuàng)新投資與家族企業(yè)實(shí)際控制人所有權(quán)比例呈倒U 形關(guān)系，但臨界點(diǎn)會降低，也就是說夫妻共同持股的企業(yè)對研發(fā)投資會有抑制作用。基于上述回歸結(jié)果可得圖3，當(dāng)企業(yè)實(shí)際控制人所有權(quán)比例達(dá)到41.2%時，企業(yè)研發(fā)投入達(dá)到最高水平。對比圖1 可證明家族企業(yè)夫妻雙方共同持股時，會對企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新投資產(chǎn)生抑制作用，即企業(yè)研發(fā)投資達(dá)到最高水平的臨界點(diǎn)有所降低，假設(shè)3 得到支持。

圖3 假設(shè)3 回歸曲線結(jié)果圖

（四）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為驗(yàn)證上述回歸結(jié)果的可靠性，本文進(jìn)行了一系列穩(wěn)健性檢驗(yàn)，主要包括：（1）考慮各期解釋變量及控制變量對研發(fā)創(chuàng)新活動影響的時間滯后性，本文采用前導(dǎo)了一期的研發(fā)創(chuàng)新投入強(qiáng)度數(shù)據(jù)重新進(jìn)行回歸，回歸結(jié)果無實(shí)質(zhì)改變。（2）嚴(yán)格家族企業(yè)的界定范圍，剔除家族控制權(quán)比例小于20%的樣本重新進(jìn)行回歸，回歸結(jié)果基本不變。（3）考慮到被解釋變量企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新為截尾數(shù)據(jù)，變換回歸方法，采用Tobit 回歸模型，結(jié)果也沒有實(shí)質(zhì)性變化。（4）將是否兩權(quán)分離樣本和是否夫妻共同持股樣本進(jìn)行分組回歸，得到的回歸結(jié)果沒有實(shí)質(zhì)性變化。綜上，本文的回歸結(jié)果是較為穩(wěn)健可靠的。

五、研究結(jié)論與啟示

（一）研究結(jié)論

本文以上市家族企業(yè)實(shí)際控制人所有權(quán)這一影響因素為切入點(diǎn)，探索家族企業(yè)實(shí)際控制人所有權(quán)和企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新投資之間的關(guān)系。隨著企業(yè)管理和經(jīng)營模式的多元化，家族企業(yè)的實(shí)際控制者可能并不是企業(yè)的實(shí)際經(jīng)營者，企業(yè)的所有權(quán)和控制權(quán)并不能完全統(tǒng)一，但是對企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新投資決策仍能做出重要的影響。本文發(fā)現(xiàn)家族企業(yè)實(shí)際控制人所有權(quán)和研發(fā)創(chuàng)新投資并非單純的線性關(guān)系，而呈現(xiàn)一種倒U 型關(guān)系，并存在一個實(shí)際控制人所有權(quán)比例最優(yōu)值，使得企業(yè)的研發(fā)創(chuàng)新投資達(dá)到最高水平。其次，企業(yè)實(shí)際控制人的所有權(quán)和控制權(quán)分離，會導(dǎo)致企業(yè)實(shí)際控制人所有權(quán)和企業(yè)研發(fā)投資之間關(guān)系的臨界點(diǎn)降低，即兩權(quán)分離對企業(yè)研發(fā)投資產(chǎn)生抑制作用。同時，在家族企業(yè)中，若是夫妻共同持股，即夫妻同為實(shí)際控制人時，也會導(dǎo)致家族企業(yè)實(shí)際控制人所有權(quán)和企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新投資之間的倒U 型關(guān)系臨界點(diǎn)降低，即夫妻共同持股對企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新投資產(chǎn)生抑制作用。

（二）研究啟示

本文在理論上，進(jìn)一步闡述了家族企業(yè)實(shí)際控制人所有權(quán)和企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新投資之間的關(guān)系，并進(jìn)行了實(shí)證檢驗(yàn)，同時討論了兩權(quán)分離和夫妻共同持股對這一關(guān)系產(chǎn)生的調(diào)節(jié)作用，加深了對我國家族企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新投資異質(zhì)性行為的認(rèn)識。對于我國家族企業(yè)來說，優(yōu)化股權(quán)比例可以達(dá)到促進(jìn)企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新投資的作用，從分析結(jié)果看，實(shí)際控制人的所有權(quán)處于46.3%的臨界點(diǎn)之下時，實(shí)際控制人所有權(quán)和企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新投資呈現(xiàn)正相關(guān)，當(dāng)超過臨界值時呈現(xiàn)負(fù)相關(guān)，家族企業(yè)則可以通過優(yōu)化股權(quán)結(jié)構(gòu)降低實(shí)際控制人所有權(quán)或者調(diào)整兩權(quán)分離程度來提高實(shí)際控制人所有權(quán)和研發(fā)創(chuàng)新投資達(dá)到最大值的臨界點(diǎn)，來刺激企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新投資，更好地促進(jìn)企業(yè)持續(xù)發(fā)展。本文的實(shí)踐意義在于為進(jìn)一步探索家族企業(yè)的研發(fā)創(chuàng)新投資行為提供了實(shí)證的支持，實(shí)證結(jié)果對于資本市場的監(jiān)管部門以及投資者可以提供較好的借鑒意義，監(jiān)管部門可以從家族企業(yè)的實(shí)際控制人所有權(quán)對企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新投資的影響關(guān)系監(jiān)控實(shí)際控制人的所有權(quán)比例，以達(dá)到企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新投資最優(yōu)化的目的；對于投資者來說，選擇以實(shí)際控制人持有適當(dāng)股權(quán)比例的家族企業(yè)作為投資標(biāo)的，或許能獲得較優(yōu)的長期投資收益。