職業經理人、組織地位賦予與企業創新
——來自家族企業的經驗證據

戴明禹，孫光國，滕曼茹

(東北財經大學 會計學院，遼寧 大連 116025)

0 引言

創新是引領企業發展的第一動力，也是推動企業高質量發展的戰略支撐。對家族企業而言，創新不僅是影響企業經濟增長的重要因素，也是關乎企業長期發展的關鍵驅動力。遺憾的是，家族企業單純依靠自身資源難以滿足當前快速增長的創新需求。因此，部分家族企業選聘職業經理人，希望利用其知識、經驗、商業關系幫助企業突破創新瓶頸。但職業經理人能否真正意義上幫助家族企業在創新發展中制勝，結果卻莫衷一是。

現有職業經理人與家族企業創新研究存在兩種相反的觀點。代理理論認為，為獲取職業生涯發展的長期資本，職業經理人對短期創新失敗的容忍度較低，傾向于選擇短期盈利項目，從而放棄符合家族長期利益的研發項目[1-2]。管家理論認為，職業經理人更關心其對組織作出的貢獻，而非個人欲望[3]。盡管兩種理論均適用于考察職業經理人對企業創新的貢獻，但似乎僅聚焦于職業經理人行為。換句話說，現有職業經理人與企業創新關系的研究大多隱含以下假設：家族企業已建立適當的治理機制，可為職業經理人提供合適的治理結構、激勵機制、文化根植性和情感聯系。上述假設框架一旦建立起來，企業創新責任似乎就轉移到經理人身上。但如果認為家族企業僅需雇傭一名職業經理人，就可以立即脫離家族深層參與，這種想法未免失之偏頗。中國家族企業具有“親疏有別”“尊卑次序”等特征[4]，因而職業經理人難以真正獲得組織地位與權利。“名不正，則言不順”，職業經理人的選聘因此失去意義。由此可見，賦予職業經理人組織地位對家族企業具有重要影響。

因此，本文從家族企業視角出發，探究職業經理人組織地位賦予對企業創新的影響，以期拓寬家族企業經理人職業化與企業創新研究視角，揭示家族企業激發職業經理人創新的有效途徑。同時，本文基于中國家族文化中對等級、地位關注的現實情景，有助于更好地理解中國家族企業決策行為。此外，本文探究家族企業不同類型社會情感財富的影響，通過剖析職業經理人與家族企業創新關系的矛盾，為當前研究提供新的思路。

1 理論分析與研究假設

1.1 職業經理人組織地位賦予對家族企業創新的影響

家族企業與職業經理人有效融合是職業經理人積極開展創新的先決條件。因此，對于家族企業而言，如何促進職業經理人與企業融合至關重要。與其它企業相比，家族企業具有少見的合作屬性和非正式屬性，在其與職業經理人的委托代理結構下，依舊可以通過權力制約掌握控制權。同時，由于家族企業深受專制、等級、人治等傳統文化的影響，現代家族企業管理通常依賴于對雇傭者的信任和融合度等動態因素，而非結構化控制機制。因此，非正式機制成為促進家族企業與職業經理人有效融合的重要機制。

地位在中國家族文化概念中極其重要，是指個體在組織或群體中擁有的“相對社會職位或等級”[5]，包含權力、財富和聲譽等社會層面的重要因素。費孝通[6]在闡述差序格局概念時指出，中國人的行為會因關系網絡中相對地位不同而表現出相當大的差異。根據地位先賦性理論，具有血緣關系的家族成員在企業中通常擔任較高的職位并擁有較高的組織地位。職業經理人獲得上述職位和組織地位，需要借助顯性制度安排和隱性規則[7]。現實中，家族企業在聘請職業經理人時會讓其擔任較高的職位，但沒有賦予其相匹配的組織地位。賦予職業經理人組織地位這一方式有助于職業經理人創新。

一方面，家族所有者賦予職業經理人組織地位能夠營造互信的合作環境，有助于職業經理人積極實施企業創新。首先，職業經理人從事的是企業家活動，該類活動是企業家精神的激發和學習過程，但必須在得到企業所有者的信任后才能開展。賦予職業經理人組織地位，即賦予非血緣聯系的職業經理人類同于血緣聯系的特征、屬性和形式。在泛家族主義觀念影響下，家族成員會對職業經理人表現出更多信任，向員工傳遞出經理人勝任力信息及認同信號。此時，職業經理人的組織地位將進一步擴展至企業內部，表現為員工對職業經理人的尊重、欽佩和自愿服從[8-9]。根據社會交換理論，職業經理人在互信環境中會遵從互惠原則[10]，力圖維持這種社會交換關系的平衡。這種信任心理有助于激發職業經理人向企業展示更多親社會行為[11]，家族企業與職業經理人間的信任機制得以穩固。這種自上而下的信任不僅可以激發經理人的企業家精神，而且有助于強化職業經理人的歸屬感和認同感[12]，激勵職業經理人尋找提高組織與個人績效的方法。

另一方面，組織地位賦予過程中建立的互信機制有助于家族企業讓渡控制權和信息權。眾所周知，家族企業在融合社會人力資本時，其所有者面臨將企業部分經營控制權讓渡給職業經理人的問題。家族企業所有者之所以不愿與職業經理人進行權力分享，主要是因為害怕控制權轉移到經理人手中。通過組織地位賦予建立的互信機制有助于職業經理人獲得與職位相匹配的控制權，經營控制權受讓不僅能夠優化家族企業治理結構，而且可以幫助職業經理人弱化人際交互風險感知，進而提高企業創新績效[13-14]。同時，在控制權受讓過程中，家族企業所有者不再是信息的集中者和壟斷者，職業經理人可能知曉更多家族隱性知識。在獲得企業控制權和信息權后，職業經理人才真正獲得自由裁量權，其卓越的管理才能、專業的知識背景和較強的學習能力才能得到充分發揮。基于以上分析，本文提出以下研究假設：

H1：家族企業賦予職業經理人組織地位能夠促進職業經理人積極實施企業創新。

1.2 社會情感財富的調節作用

盡管家族企業創新會受到職業經理人的影響，但仍由家族企業主導。只有當家族企業擁有創新目標，職業經理人才能獲得將目標轉化為行動的機會。家族企業創新意愿很大程度上受社會情感財富這一非經濟目標的影響[15-16]。依據Miller 等[17]的研究成果，家族企業社會情感財富按照長短期導向和短視損失厭惡程度可以分為約束型社會情感財富和延伸型社會情感財富。約束型社會情感財富強調家族對企業的控制，而創新活動引發的外部投資者監督、信息不對稱以及組織結構上授權與分權需求增加會導致家族對產品技術路線和研發部門的控制力降低[18]，進而引發家族企業排斥。對創新風險的規避、對控制權的擔憂等使得家族企業創新意愿降低[19]。由此，著眼遠期收益的創新戰略不可避免地受到威脅。相反，以長期生存發展為目標的家族企業，追求延伸型社會情感財富，以長期導向為主。這種長期導向能夠降低長期投資收益的社會情感折現率[20]，增強高風險長期投資對家族企業的吸引力，驅動企業進行遠期創新投資。基于以上分析，本文提出以下研究假設：

H2: 相較于約束型社會情感財富，延伸型社會情感財富對職業經理人組織地位與企業創新的關系具有更顯著的促進作用。

2 研究設計

2.1 數據及樣本

本文以2005—2019年A股上市家族企業為樣本。首先，參考李歡等[21]的研究成果，對家族企業進行如下界定：一是企業實際控制人，即企業最終控制人能夠追蹤到個人或家族；二是最終控制人是直接或間接持有公司股權的第一大股東。其次，職業經理人定義為與企業實際控制人不存在親緣關系的非家族成員，其職責涵蓋企業人事管理、日常經營及戰略決策。考慮到職業經理人對企業的決定性影響及相關數據的可獲得性，職業經理人任職范疇為董事長與總經理。最后，剔除金融行業企業、ST公司及核心變量缺失樣本，獲得3 209個公司/年份觀測值。此外，本文對所有連續變量進行上下1% 的縮尾(Winsorize)處理。其它財務數據來源于CSMAR數據庫。

2.2 變量選擇與模型構建

(1)被解釋變量：企業創新。參考黎文靖等[22]的研究成果，采用國家知識產權局專利數據庫中企業專利申請數和獲得數作為企業創新的代理變量。其中，專利申請數(Application)以企業當年專利申請數加1取自然對數衡量，專利獲得數(Patent)以企業下一年專利獲得數加1取自然對數衡量。在穩健性檢驗中，采用替換變量、數據滯后多期等方法進行回歸以提升結果的穩健性。

(2)解釋變量：職業經理人組織地位。本文以職業經理人薪酬、是否持股、任期及非家族成員董監高占比4個測度指標衡量組織地位。首先，職業經理人的職業性表明，其以出售自身專業能力獲取薪酬，故薪酬是其行為決策的重要影響因素。收入分配兼具激勵功能[23]，根據社會比較理論，某項制度安排所產生的激勵效果，既取決于該項制度安排發揮作用的絕對數量，也取決于人們對制度安排效果的相對滿意程度。由此，本文采用職業經理人薪酬差距衡量職業經理人薪酬水平。由于家族成員薪酬的非規范性，本文以職業經理人薪酬是否大于同行業中位數衡量職業經理人薪酬水平，若董事長與總經理均由職業經理人擔任，則以二者薪酬總和取均值作為標準，大于中位數取值為1，否則為0。其次，盡管已選聘職業經理人，但多數家族企業所有者仍牢牢把控企業所有權和控制權，害怕剩余索取權被分享。當家族企業賦予職業經理人股權，意味著剩余索取權與職業經理人共享，一定程度表明對職業經理人的認同，經理人更可能獲得組織地位。因此，本文以職業經理人是否持股衡量職業經理人組織地位，持股取值1，否則為0。再次，職業經理人任期除具有時間屬性外，還具有鮮明的地位屬性。隨著職位任期延長，家族企業對職業經理人的認可程度提升，職業經理人可能獲得更高的組織地位。本文以職業經理人任期期限是否大于同行業中位數衡量職業經理人任期，若董事長與總經理均由職業經理人擔任，職業經理人的任期期限以二者總和的均值為標準，大于中位數取值為1，否則為0。最后，組織地位包括正式地位和非正式地位，非正式地位是指依賴社會網絡中其他成員的非正式認可而賦予的地位，是組織中個體間人際互動的結果，本文采用非家族董監高占比衡量。家族成員血脈相連，擁有其他非家族成員不可比擬的優勢，較少面臨替代風險[24]。因此，當非家族董監高占比較高，家族治理水平得以提升，非家族成員能夠給予職業經理人更高的組織地位。因此，本文以非家族成員董監高占比是否大于同行業中位數衡量職業經理人組織地位，大于則取值為1，否則為0。

考慮到每個指標都具有一定的局限性，參考權小鋒等[25]的研究成果，將4個測度指標合成職業經理人組織地位的綜合指標，采用以下兩種方法：①對以上4個指標進行主成分分析，采用第一主成分作為職業經理人地位認同的綜合指標(Status-pc)；②將以上4個虛擬變量直接相加求均值(Status-ew)，最終取值介于0～1之間。因此，Status-pc采取統計方法計算指標權重，Status-ew指標未考慮指標權重，所有指標按照等權處理。

(3)調節變量：社會情感財富(SEW)。參考Miller等[17]的研究成果，將社會情感財富劃分為約束型社會情感財富(CSEW)與延伸型社會情感財富(ESEW)。約束型社會情感財富強調家族對企業的控制，結合我國社會文化情景與家族企業特征，本文以家族企業創始人是否擔任實際控制人并在企業任職衡量，擔任取值為1，否則為0。延伸型社會情感財富強調跨代傳承的家族控制，本文以家族企業實際控制人是否為家族二代及以上成員衡量，如果是取值為1，否則取值為0。

(4)控制變量。根據相關研究成果，本文選擇企業規模、資產負債率、總資產收益率、公司年限、獨董規模、現金流比率、成長性、機構投資者、職業經理人年齡、職業經理人學歷作為控制變量。鑒于宏觀環境和行業因素可能對企業創新造成影響，在模型中加入年度、行業虛擬變量，主要變量定義如表1所示。

表1 主要變量及其具體定義Tab.1 Main variables and their definitions

2.3 模型構建

為考察賦予職業經理人組織地位對企業創新的影響，構建模型(1)。

Applicationi,t/Patenti,t+1+1=β0+β1Status-pci,t/Status-ewi,t+β2Controls+YearfixedEffects+IndustryFixedEffect+εi,t

(1)

為考察社會情感財富對職業經理人組織地位賦予與企業創新關系的影響，構建模型(2)。

Applicationi,t/Patenti,t+1+1=β0+β1Status-pci,t/Status-ewi,t+β2SEWi,t+β3Status-pci,t/Status-ewi,t*SEWi,t+β4Controls+YearfixedEffects+IndustryFixedEffect+εi,t

(2)

3 實證結果分析

3.1 描述性統計

描述性統計結果見表2。由表2可知，企業間創新差異較大。同時，不同企業職業經理人被賦予組織地位也存在一定差距。

表2 主要變量描述性統計結果Tab.2 Descriptive statistics of main variables

3.2 回歸分析結果

家族企業賦予職業經理人組織地位與企業創新具有顯著正向關系，回歸結果見表3。實證結果表明，家族企業賦予職業經理人組織地位能夠促進企業創新。由此，假設H1得證。

表3 組織地位賦予與企業創新關系回歸分析結果Tab.3 Regression results of organizational status granting and enterprise innovation

3.3 社會情感財富對職業經理人組織地位賦予與企業創新關系的調節作用

社會情感財富對組織地位賦予與企業創新關系的調節作用檢驗結果見表4、表5。結果表明，約束型社會情感財富不能強化職業經理人組織地位賦予與企業創新的正向關系；延伸型社會情感財富能夠強化職業經理人組織地位賦予與企業創新間的正相關關系。換言之，延伸型社會情感財富在職業經理人組織地位賦予與企業創新關系中發揮促進作用。由此，假設H2得證。

表4 社會情感財富調節作用的回歸結果(Status-pc為自變量)Tab.4 Regression results of social emotional wealth regulation with Status-pc as the independent variable

表5 社會情感財富調節作用的回歸結果(Status-ew為自變量)Tab.5 Regression results of social emotional wealth regulation with Status-ew as the independent variable

3.4 內生性與穩健性檢驗

(1)內生性檢驗。本文可能存在反向因果這一內生性問題，即家族企業創新水平提升能夠促使家族企業賦予職業經理人更高的組織地位。為排除反向因果關系對研究結論的影響，參考劉行等[26]的研究成果，采用Granger因果檢驗，結果如表6、表7所示。結果表明，當期職業經理人組織地位可以預測企業未來創新水平，但當期企業創新不能預測家族企業是否賦予經理人組織地位。因此，反向因果關系并不能解釋本文結論。

表6 Granger因果檢驗結果(Status-pc為自變量)Tab.6 Granger causality test with Status-pc as the independent variable

表7 Granger因果檢驗結果(Status-ew為自變量)Tab.7 Granger causality test with Status-ew as theindependent variable

(2)基于傾向得分匹配法的穩健性檢驗。為避免樣本選擇性偏誤導致回歸失真問題，本文將樣本分為處理組和對照組。依據行業中位數對職業經理人的組織地位進行分組，高于行業中位數作為處理組，反之作為對照組。通過傾向得分匹配檢驗職業經理人地位對家族企業創新的影響，結果如表8所示。結果表明，家族企業賦予職業經理人組織地位能夠促進企業創新，與本文主回歸結論一致。

表8 傾向得分匹配法穩健性檢驗結果Tab.8 Robustness test of propensity score matching method

(3)替換因變量的穩健性檢驗。本文以企業創新質量(Citation)替代企業創新重新進行檢驗。參考Fang等[27]的研究成果，采用t+1期企業專利被引數的自然對數衡量創新質量。表9結果表明，職業經理人組織地位提升有助于企業創新質量提高，與前文結論一致。

表9 替換被解釋變量的穩健性檢驗結果Tab.9 Robustness test of substituted explanatory variables

(4)滯后一期與滯后兩期的穩健性檢驗。考慮到企業創新的時滯性，本文采用滯后一期和滯后兩期的企業創新數據進行回歸，以提升結果的穩健性。結果顯示，回歸結果與主檢驗結果基本一致。

3.5 異質性分析

(1)經理人市場發展水平。由于我國各地區經濟發展水平存在較大差異，經理人市場發展水平也有所不同。在經理人市場發達的地區，職業經理人通常更為活躍，面臨更為激烈的競爭，也更有可能被代替。因此，在經理人市場發達地區的職業經理人更有可能積極開展創新研發活動，以期脫穎而出。

參考王小魯等[28]的研究成果，以市場化總指數評分、市場中介組織發育程度和法律制度環境評分衡量公司所處地區的經理人市場發展水平，該值越高，表明經理人市場越健全。表10結果表明，在經理人市場發展較好的地區，職業經理人組織地位賦予對企業創新的促進作用更顯著。

表10 經理人市場影響機制回歸檢驗結果Tab.10 Regression test of managers' market influence mechanism

(2)行業性質。家族企業對職業經理人的需求受行業性質的影響。在家族治理模式下，因“任人唯親”產生的裙帶關系導致企業人才資源萎縮。在成熟商業邏輯占據主導地位的高技術行業中，家族企業對于職業經理人的需求顯著高于非高技術行業。

本文參考2019年《中國高技術產業統計年鑒》，將醫藥制造業、化學藥品制造等32類細分行業劃分為高技術行業，若屬于高技術行業取值為1，否則為0。表11結果表明，職業經理人組織地位賦予對企業創新的促進作用在高技術行業更顯著。

表11 行業性質影響機制回歸檢驗結果Tab.11 Regression test of influence mechanism of industry nature

(3)企業信息透明度。信息透明度對職業經理人積極實施企業創新具有重要影響。家族所有者出于對信息分享風險的規避和對代理人道德風險的防范，通常會對隱私信息進行保密，導致經理人無法獲取充足信息。如果家族企業具有較高的信息透明度，一方面可以緩解家族控股股東與外部投資者的信息不對稱問題，促進企業創新投入；另一方面表明家族企業具有公平誠信的氛圍，后者可作為互信合作的基礎。職業經理人由此獲得更多信息，更可能立足于企業情景制定相關決策，從而有效促進企業創新。

采用上交所與深交所信息披露考評指標測度企業信息披露質量[29]。交易所根據信息披露的真實性、準確性等6個方面對上市公司過去一個自然年內披露的信息進行等級劃分(優秀(A)、良好(B)、及格(C)和不及格(D)4個等級)。本文對考評結果進行賦值，其中，A=4，B=3，C=2，D=1。表12結果表明，職業經理人組織地位賦予對企業創新促進作用在信息透明度較高的企業中更顯著。

表12 信息透明度影響機制回歸檢驗結果Tab.12 Regression test of influence mechanism of information transparency

4 進一步檢驗：企業家精神的中介作用

職業經理人并不缺乏企業家精神，但為何有些令人欽佩的職業經理人到了另一個企業反而被批評缺乏創新精神？導致“化橘為枳”的原因在于家族企業與職業經理人未建立有效的融合機制。由于缺乏基本的信任環境和授權，經理人的企業家精神無法得到發揮。事實上，考慮到職業流動屬性，職業經理人需要關注自身在人力資本市場的“價值”，不僅在企業內部，而且要在更高級別的社會情境中尋求更高的外部地位，獲取更大范圍的社會認同，以滿足自我實現需要[30]。更高地位的尋求具有顯著的先行性、內在動機性和非常規性[31]，能夠驅動個體作出更多創造性努力[7]。在組織地位賦予—獲得這一交互過程中，職業經理人逐步進入家族企業相對封閉的家族圈層。家族企業主的授權會激發職業經理人的企業家精神，從而促進家族企業創新。

現有研究對企業家精神內涵的界定仍存在爭議，因而難以對企業家精神進行精準測定。基于研究目標，本文以家族企業創新投入占營業收入的比重衡量職業經理人的企業家精神，具體原因如下：現有文獻普遍認為，企業家精神內核包括兩個方面，即創新精神和創業精神。職業經理人的職業屬性賦予其促進企業創新的合理動機，因為企業創新能夠幫助職業經理人在經理人市場脫穎而出。但家族企業創新意愿并不強，出于對控制權轉移、家族社會情感財富損害的擔憂會減少創新投入。因此，在家族企業這一特殊創新情景下，職業經理人在任職期內，家族企業創新投入可以用以衡量職業經理人的企業家精神。表13、表14中介作用檢驗結果表明，企業家精神是職業經理人組織地位對企業創新影響的部分路徑，即賦予職業經理人組織地位能夠激發其企業家精神，從而促進企業創新。

表13 中介作用回歸檢驗結果(Status-pc為自變量)Tab.13 Mediation regression test with Status-pc as the independent variable

表14 中介作用回歸檢驗結果(Status-ew為自變量)Tab.14 Mediation regression test with Status-ew as the independent variable

5 結語

5.1 結論

當前，職業經理人與家族企業有效融合是中國家族企業職業化發展的重要議題。本文以家族企業賦予職業經理人地位為切入點，以2005—2019年A股上市家族企業為樣本研究發現，家族企業賦予職業經理人組織地位能夠促進企業創新；相較于約束型社會情感財富，延伸型社會情感財富在職業經理人組織地位賦予與企業創新關系中發揮更為顯著的促進作用。異質性分析發現，處于經理人市場發達的地區、屬于高技術行業及信息透明度較高的企業，職業經理人組織地位賦予對企業創新的促進作用更顯著。進一步研究發現，職業經理人的企業家精神在職業經理人組織地位與企業創新關系中發揮中介作用。

5.2 實踐啟示

(1)家族企業應充分認識到自身在外部人力資本與企業融合過程中的重要性和主導性。我國職業經理人市場并不完善，部分家族企業所有者也未以合作者的態度對待職業經理人。因此，家族企業所有者應轉變思想，以合作的態度對待職業經理人，摒棄依據親緣關系劃分組織地位的傳統思想，只有將信息權和決策權完整地賦予給職業經理人，才能真正發揮職業經理人的優勢，促使其發揮企業家精神，促進企業創新。

(2)家族社會情感財富能夠深刻影響企業經營決策，故企業所有者應重視當前自身定位和未來發展，過度崇尚集權的約束型社會情感財富不利于企業創新發展。家族企業主應規劃和引領企業走向更符合經理人職業化發展的道路。

(3)在家族企業與職業經理人有效融合機制構建過程中，職業經理人發揮重要作用。職業經理人作為“職業化”的企業家，應充分利用自身專業知識、社會網絡關系，幫助企業實現創新發展。這不僅有利于提升經理人的市場聲譽，而且能夠為職業經理人與家族企業融合奠定良好的基礎。