家族涉入對企業技術創新投入的影響
——基于制度環境的調節作用

唐順莉

（廣州軟件學院，廣東 廣州 510990）

一、引言

創新不僅是企業競爭優勢的重要來源，也是國家建設現代經濟體系的重要支柱。早在1912 年，熊彼特（2017）[1]就將創新定義為在生產體系中引入新的生產要素和生產條件的“新組合”。此后，創新成為經濟學和管理學中被高頻提及的詞匯，研究者根據不同的分類指標將創新分為不同的類別。創新根據表現形式可分為技術創新和非技術創新兩種類型（Crossan 和Apaydin，2010）[2]。技術創新是指引入新的技術要素到生產體系中，通過與其他生產要素的新組合，實現產業的升級和技術的進步，從而提高生產效率、降低成本、改善產品質量和拓展市場份額。技術創新可以是開發全新的技術，也可以是對現有技術進行重大改進和應用。它涉及技術研發、工藝創新、產品設計等方面的活動，是推動技術發展和經濟增長的重要驅動力。

家族涉入是指家族關系滲透到企業經營中的程度。梳理現有研究文獻，發現許多學者從權利、經驗、資源和文化等角度界定家族涉入的內涵，家族既可以通過控制企業股權、影響日常管理、任命家族成員為接班人等方式影響企業決策，也可以通過家族文化、家族經驗和家族資源等方式潛移默化地影響企業的行為（張儉和何愛玲，2020）[3]。由于家族文化、家族經驗等因素比較難界定，為了進一步測度家族涉入程度，大多數學者從所有權、管理權和治理權的角度來展開研究。

梳理現有文獻，發現關于家族涉入對企業技術創新的影響，目前主要存在兩種觀點。一種觀點認為，我國家族企業多為中小企業，資產規模有限，家族成員在決策過程中更注重維護家族財富的持續性、保護家族的聲譽和提升家族在社會中的地位，而非風險項目較高的創新投入。同時，家族成員過度干預或權力過度集中會加劇第二類代理成本，為了保護家族社會情感財富，從而減少企業技術創新投入。Munari 等（2010）[4]從股權涉入的角度出發，發現家族持股比例越高，企業創新投入越低。朱沆等（2016）[5]、李常洪等（2018）[6]、劉光彥和姜雙雙（2021）[7]以我國家族企業為研究對象，實證分析表明家族所有權、治理權和管理權涉入對企業的技術創新投入產生消極影響。另一種觀點認為，家族成員通常具有更高的企業責任感和長期發展視野，為企業提供穩定的資金和資源支持，能夠有效緩解第一類代理問題，從而提高企業技術創新活動。Ashwin（2015）[8]、蔡地等（2016）[9]、李艷雙等（2020）[10]分別研究了印度和中國家族企業，發現家族涉入或者部分維度的家族涉入對企業創新投入有積極的促進作用。

在探討家族涉入與企業技術創新投入的一系列研究中，學者們分別從特定因素、情境、行業等研究視角進行論證分析，得出的結論并不完全一致。究其原因，主要是在探討家族涉入與技術創新活動之間的關系時，忽略了外部環境這一關鍵因素。家族企業并不存在于真空之中，其創新行為決策受到地區市場化程度差異和社會文化等制度環境的影響。隨著正式制度環境的發展和完善，企業知識產權得到更多保障，市場競爭大環境促使家族企業為了提高企業核心競爭力而增強長期投資的決心和動力。因此，本文基于社會情感財富理論和代理理論，以企業的技術創新投入為切入點，一方面，實證分析家族控制權、管理權和治理權涉入與技術創新投入之間的關系；另一方面，引入調節變量制度環境，深層次分析家族涉入對技術創新投入的影響。分析結果將有助于我們更加全面地理解家族企業在技術創新方面的表現，并為制定相關政策和實踐提供科學依據。

二、理論研究和研究假設

（一）家族涉入與企業技術創新投入

1.家族所有權涉入與企業技術創新投入。家族所有權的涉入主要表現為家族對企業股權和現金流量的控制。家族所有權的涉入程度決定了家族在企業中的決策權、利潤分配以及資本投入方面的控制程度。家族企業所有者通常會將大部分財產投入到家族企業中，以期望實現家族資本的增值積累。從社會情感財富角度來看，為了維護家族經濟利益，在公司投資計劃和經營決策的制定過程中，家族股東盡量避免投資風險高、資金投入大、回收期較長的技術創新項目，傾向于采取保守的投資政策以確保企業的財產安全。從委托代理的角度來看，家族所有者可能會利用其大股東的身份，將企業資源用于家族股東的私人投資或補貼性消費，從而侵蝕中小股東的收益。這種資源配置的偏向可能會對企業的研發投入產生擠出效應，從而不利于企業的創新。從基礎資源論的角度來看，家族企業的技術創新活動往往需要大量的資金投入，而我國許多家族企業規模較小，家族企業在技術創新方面可能面臨著資金的缺乏和財務資源的限制，需要通過外部融資以增強實力。但由于引入外部投資會稀釋家族擁有的所有權與控制權（Gomez-Mejia 等，2007）[11]，家族為維護家族權力降低企業外部融資的積極性，外部投資者也會因為家族成員的保護態度、信息不透明而不愿意對其進行投資。這兩方面的原因造成家族企業融資困境，最終可能會降低家族企業的資金實力，從而對研發投資造成不利影響。

假設1a：家族所有權涉入與企業技術創新投入負相關。

2.家族治理權涉入與企業技術創新投入。董事會是企業的重要決策機構之一。家族在企業治理層面對企業戰略規劃和重大決策的影響程度，主要由家族在董事會中的影響力決定。由于家族成員親屬關系緊密，他們通常會傾向于與其他家族成員合作并形成聯盟，以在企業決策中發揮更大的權力和影響力。由于擁有絕對多數的投票權，家族成員可以對企業的發展方向、戰略決策和人員安排等進行影響和控制。在集體主義文化的背景下，家族成員通常對家族的身份認同較高，這可能導致在家族董事會中形成群體思維和保守態度。家族董事在制定戰略決策時，更傾向于保護和傳承家族身份認同所帶來的財富，包括財務、知識、文化和價值觀等，避免潛在的技術變革所帶來的沖突和風險。同時，由于血緣和親屬關系的存在，家族在治理層面涉入程度越深，董事會對具有親屬關系的管理人員進行監督和考核的難度越大，從而降低了監督公司運營和管理的效率。

假設1b：家族治理權涉入與企業技術創新投入負相關。

3.家族管理權涉入與企業技術創新投入。家族管理權涉入反映家族在企業管理決策過程中的影響程度。隨著家族管理權涉入程度的不斷加深，他們更傾向于保持穩定和傳統的商業模式和經營方式，導致企業過度依賴內部資源，放棄尋求與外部創新伙伴合作的機會，從而限制獲取外部創新資源的能力。從社會情感財富論的角度出發，為了維護家族成員的利益，家族管理者更容易出現利益獨占和慣性思維，默許其他家族成員在職消費和特權主義等“搭便車”行為，這會導致原本可用于技術創新活動的資源被轉移至家族消費。從委托代理理論的角度看，家族企業由職業經理人擔任高管可能會引發代理問題和信息不對稱問題，導致所有者對非家族CEO 的信任度不高。在家族人事任命中，家族企業通常會將高級管理職位授予家族成員，而非根據專業能力和創新潛力來決定高管人選，導致錯失內部關鍵崗位所需的管理人才。如果管理人員缺乏專業知識、認知水平或專業技能，研發活動將難以進行。

假設1c：家族管理權涉入與企業技術創新投入負相關。

（二）家族涉入、制度環境與企業技術創新投入

社會制度滲透到經濟活動的各個方面，并對經濟運行起到激勵和約束作用。在我國經濟轉型時期，企業技術創新活動受到地區市場化程度、社會文化、法治水平等環境因素的影響。家族企業在市場化程度較高的地區，更容易得到法律產權保護，也更容易獲得資本市場上的資金支持。這為家族企業的技術創新提供了更好的外部條件，家族企業能夠更加穩定地獲得低成本的融資，并能夠吸引更多的投資者參與。完善的市場機制還可以起到外部監督和約束作用，促進資源的有效配置和利用。在市場化程度較高的地區，市場機制能夠有效約束家族企業的資源配置偏好和大股東的掏空行為，減少企業創新資源的擠出效應。這有助于確保企業的創新活動得到充分支持和發展。在市場化程度較高的地區，職業經理人市場的完善程度和人力資源的豐富性明顯提升。家族企業通過引入專業高效的管理人才，降低人事任命中的任人唯親現象，有助于提升企業的創新能力和競爭優勢。綜上所述，在市場化程度較高的地區，家族企業能夠受益于完善的市場機制的約束和監督、更好的融資支持以及外部職業經理人市場發達等因素。這些因素相互作用，為家族企業的技術創新提供了更好的環境和機遇。

假設2：在家族企業中，制度環境對于家族涉入和企業技術創新投入之間的關系具有正向調節作用。

三、研究設計

（一）樣本選取與數據來源

對于家族企業的判斷標準，本文借鑒張雷等（2021）[12]學者的研究，將同時滿足以下條件的企業定義為家族企業：第一，最終控制人為自然人或整個家族；第二，最終控制人直接或間接持有企業股份的比例不得低于10%；第三，至少有一位家族成員參與高管團隊。制度環境數據來源于王小魯等（2021）[13]編制的我國各地區的市場化指數，該指數目前統計截至時間為2019 年，因此，本文選取2012—2019 年我國滬深兩市A 股家族上市公司為研究樣本。研究數據主要來源于CSMAR 家族企業數據庫、銳思數據庫和互聯網披露的相關信息，并從以下幾方面進行了處理：（1）刪除不滿足家族企業界定標準的樣本；（2）刪除金融、保險類企業；（3）刪除ST、*ST 等非正常經營企業的樣本；（4）刪除數據嚴重缺失的樣本。通過手工整理，最終獲取1 437 家A 股上市家族企業的6 107 項觀測值。數據處理采用Excel 軟件和Stata 15.1 軟件，連續變量進行上下1%的縮尾處理。

（二）變量定義

1.被解釋變量。被解釋變量為企業技術創新投入（R&D），現有研究較為常用的衡量指標包括研發投入、研發投入占總資產的百分比和研發投入占營業收入的百分比。本文選取研發投入占營業收入的百分比作為測量創新投入的指標，將研發投入占資產的比重和按規模分組檢測作為穩健性檢測指標。

2.解釋變量。家族涉入（FI）包括家族所有權涉入（FO）、家族治理權涉入（FG）和家族管理權涉入（FM）三個維度。家族所有權涉入（FO），借鑒劉光彥和姜雙雙（2021）[7]的研究成果，采用家族成員的持股比例表示。為了消除不同家族企業在人數規模上的差異，家族治理權涉入（FG）和家族管理權涉入（FM）分別以家族成員在董事會中所占比例和家族成員在高管團隊中所占比例來表示。

3.調節變量。王小魯等（2021）[13]編制的我國各地區的市場化指數由五個方面組成，每個方面都反映了市場化的某一方面，由于2016 年前與2016 年后的市場化指數計算基期不同，為了便于對比，本文采用每年市場化指數排序數值作為制度環境的度量指標。

4.控制變量。根據已有研究，選取反映公司層面涉及的相關指標作為控制變量，以減少其他因素對模型的影響。相關指標符號及定義如表1 所示。

表1 變量定義表

（三）模型構建

為了檢驗家族企業涉入與創新投入的關系，建立模型（1）～模型（4）：

模型（1）：

模型（2）～模型（4）：

其中，β0為常數項，R&D 為被解釋變量，Controlsi，t為本文設定的六個控制變量，εi，t為誤差項。模型（1）研究控制變量對企業技術創新投入的影響，以檢驗所選控制變量的合理性。在此基礎之上，模型（2）、模型（3）和模型（4）分別加入家族涉入（FI）三個維度的解釋變量后構建的回歸模型，用于研究家族涉入對企業技術創新投入的影響，以此來檢驗假設1。

在模型（2）、模型（3）和模型（4）的基礎上，參考劉光彥和姜雙雙（2021）[7]的做法，增加調節變量制度環境（MAR）以及解釋變量家族涉入與調節變量制度環境的交互項（FI×MAR）得到模型（5）、模型（6）和模型（7），以此來檢驗假設2 是否成立。

模型（5）～模型（7）：

四、實證分析

（一）描述性統計分析

從表2 中可以得知，我國家族企業技術創新投入（R&D）的均值為0.046，說明100 元的營業收入中僅僅只有4.6 元用于研發活動，這意味著家族企業技術創新的積極性相對較低或者創新能力存在不足。家族所有權涉入（FO）的均值為0.462，說明家族企業股權高度集中于控制家族手中，家族對企業所有權的控制整體比重較高。家族治理權涉入（FG）、家族管理權涉入（FM）的均值分別為0.269 和0.261，說明樣本中家族成員參與公司治理和經營管理的程度較高。但兩項指標的最大值和最小值差距較大，說明樣本中不同家族企業在治理權和管理權的涉入程度上存在不同的情況。制度環境市場化排序數值（MAR）的均值為6.84，標準差為6.375，說明不同企業面臨的市場環境存在一定的差異，從統計數據來看，均值更趨向于排序值較前的數值，說明大多數企業分布在市場化較高地區，這些地區市場經濟發展較為成熟，市場競爭相對激烈且市場機會更多。

表2 相關變量的描述性統計

除了上述提及的變量外，還有其他六個方面的控制變量也值得我們關注，這些變量可以幫助我們更全面地分析家族企業的實際情況：第一，樣本中家族企業平均的成立年限16 年，最小值為3 年，最大值為61 年，說明我國作為新興經濟體，家族企業特別是上市的家族企業成立和發展時間并不長，大多數還處于一代家族成員管理階段。第二，企業總資產的自然對數（LNSIZE）平均值為21.62，換算為資產均值約為24.5 億元，與國有企業相比，家族企業規模總體偏小。家族企業可供用于技術創新活動的財務資源相對有限，因此，在進行技術創新時可能面臨一定的挑戰和限制。第三，兩職合一的均值為0.538，說明樣本中有53.8%的家族企業存在兩職合一現象。家族企業兩職合一能夠有效降低第一類代理成本。從一方面來看，由于家族成員之間存在血緣關系，其根本利益是一致的，通過兩職合一可以顯著減少目標不一致的問題。從另一方面來看，兩職合一使得家族成員之間能夠進行有效的交流，相對而言更容易解決信息不對稱的問題。第四，資本結構（LEV）的平均值為0.342，最大值為0.990，最小值為0.008，說明我國家族企業資本結構差異雖大，但大部分企業的資本結構都低于0.4，說明我國家族企業總體資本結構比較穩健，擁有較強的償債能力。第五，盈利能力的均值為0.063，說明凈利潤占平均總資產的比例為6.3%，這也意味著我國上市家族企業整體的盈利能力一般。技術創新活動需要的財務資金可能受到限制，從而制約了家族企業進行技術創新行為的能力。第六，企業成長性（GROWTH）平均值為0.330，最大值為363.068，最小值為-0.942，差距雖然很大，但是從平均值看來，我國家族企業整體的成長性較好。

（二）回歸分析

1.主回歸分析。表3 提供了企業技術創新投入與家族涉入（FI）三個維度之間關系的回歸分析。通過模型（1）的回歸結果可以發現，企業成長性GROWTH對企業技術創新投入的影響不顯著。DUA 與企業技術創新投入正相關，ROA、AGE、LEV 和LNSIZE 與企業技術創新投入負相關，在統計上均具有1%的顯著性水平。從上述檢驗來看，絕大多數變量通過檢驗，說明控制變量選取比較合理。在模型（1）的基礎上，模型（2）、模型（3）和模型（4）分別加入解釋變量FO、FG 和FM 來檢驗技術創新投入與家族涉入之間的關系。回歸結果顯示，模型（1）調整后的R2為0.142 0，模型（2）為0.145 2，模型（3）為0.146 4，均大于模型（1）調整后的R2。說明在加入家族涉入三個維度的解釋變量后，回歸模型的解釋能力有所提高，觀測數據的擬合程度也得到了優化。從模型（2）～模型（4）回歸分析結果的P 值來看，FO、FG 和FM 在1%的顯著水平下對企業創新投入均具有消極影響，假設1 得到驗證。

2.調節效應分析。在加入表示制度環境的市場化指數后，家族涉入三個維度變量與企業技術創新投入的回歸結果如表4 所示。調整后的R2在模型（5）、模型（6）和模型（7）中分別為0.143 8、0.146 9和0.151 4。與模型（2）、模型（3）和模型（4）相比，調整后的R2均明顯增加，表明加入制度環境影響因素后，回歸模型的解釋能力有所提高，擬合程度得到了優化。

表4 調節效應的回歸分析

從表4 中可以看出，FO×MAR、FG×MAR、FM×MAR 三者系數均在1%水平上顯著為正，表明制度環境對家族所有權、管理權和治理權涉入與企業創新投入的關系具有正向調節作用，假設2 得到驗證。

3.穩健性檢驗。本文主要運用兩種方式進行穩健性檢驗：（1）采用變量替代法，用研發投入占總資產的百分比作為被解釋變量，對研究數據重新進行回歸分析。（2）考慮到企業規模的影響，在計算企業規模平均數的基礎上將家族企業分為較大規模企業和較小規模企業兩組，對兩組變量分別進行回歸分析。兩種檢驗方式所得到的結果與前文基本一致，實證結論依然穩健（限于篇幅，結果表略）。

五、結論與啟示

本文選取2012—2019 年間1 437 家A 股上市家族企業數據，研究了家族涉入與企業技術創新投入的關系以及制度環境的調節作用。研究結論表明：我國家族上市企業創新投入總體偏低，家族所有權、治理權和管理權涉入與企業技術創新投入負相關。主要原因在于我國家族企業規模總體不大，大多數家族企業成立時間較短，缺乏專業人才和高效管理機制，為了保護家族社會情感財富，傾向于采取保守策略，避免涉足技術創新領域。然而，在制度環境較好的地區，家族涉入對企業技術創新投入的抑制作用會減弱。說明完善的市場機制可以發揮外部治理的作用，有效監督和約束家族股東的行為，減少企業資源的特殊配置，從而使家族企業能夠將更多的資源投入到技術創新中。

本研究結論啟示：

第一，為了避免第一類代理問題，家族企業在充分考慮自身規模和行業特點后，應制定周全的、可清晰傳達的繼任計劃和專業化的甄選程序，聘用能力、經驗和專業水平合適的人選擔任CEO。

第二，樣本中實際控制家族的持股比例平均數為46.2%，說明家族控制權涉入程度較深，容易引起第二類代理問題，從而影響企業技術創新，建議引入外部投資者或者獨立董事以降低家族企業的風險規避傾向。

第三，各地區應提高市場化水平，縮小地區間不均衡的發展程度，使家族企業的創新投入水平和效率得到提高。

當然，本研究仍存在一定的局限。首先，樣本僅限于滬深兩市中的部分家族上市企業，由于部分上市企業數據缺失以及中小家族企業年報未公開過標準化的財務報表，使得研究樣本相對較小。其次，家族成員可以擔任企業股東、董事和高管中一種或者多種角色，不同組合方式會帶來不同程度的影響[14-15]，因此，需要分組研究異質性特征的相關影響。最后，隨著時間的推移，在過半家族第一代企業家年過半百的形勢下，家族企業面臨代際傳承的過渡，對于二代管理者的來源及其對企業技術創新的影響，也是一個值得進一步研究的問題。