媒體關注會提升代際傳承階段家族企業的創新效率嗎？

李 健，丁 皓，潘 鎮

(南京師范大學商學院，江蘇 南京 210023)

一、引 言

改革開放四十余年來，中國民營企業不斷發展壯大，為經濟社會發展作出重要貢獻[1]。作為中國民營企業的一種主要組織形式，家族企業是國民經濟發展中不可忽視的企業群體。然而，根據波士頓咨詢公司2021年《基業長青：家族企業傳承的成功之道》的統計數據，中國百強家族企業中超過25%的一代創始人已年屆七旬，這無疑給家族企業帶來代際傳承的重大挑戰。與此同時，在當前高度不確定性及充滿競爭的市場環境中，家族企業需要不斷作出變革以適應外部環境的變化[2]。創新是企業持續發展的不竭動力，提高創新水平成為新的歷史條件下家族企業實現高質量發展的必由之路[3]。

當前，中國家族企業代際傳承與創新的關系已成為學術界和業界共同關注的熱點問題。通過梳理現有的重要文獻，本文發現該主題仍有以下研究空間：首先，代際傳承與家族企業創新的邊界條件有待進一步豐富。當前，學術界對代際傳承是促進還是抑制家族企業創新莫衷一是。有研究認為代際傳承階段家族企業會因代理問題[3]、速勝動機[4]、短視損失厭惡[5]等降低創新水平。也有研究認為，代際傳承家族企業因代理沖突緩和[6]、父愛主義的“深謀遠慮”效應[2]等提高創新水平。研究結論的差異說明邊界條件研究的必要性，即關注在何種情境下代際傳承會抑制或促進家族企業創新。目前學術界普遍認為，在代際傳承階段，有利于提升家族企業創新水平的因素主要分為以下三類：個體層面因素，如較小的二代年齡[2]、二代上位前較長的涉入時間[5]；公司層面因素，如低內部沖突水平[3]、高機構持股比例[6]；外部環境層面因素，如良好的信息環境[3]、高投資者法律保護程度[6]。然而在外部環境層面，尚缺乏媒體關注調節作用的研究。媒體作為一種法律和行政強制力之外的治理機制，對公司管理層的決策產生重要影響[7]。2020年中共中央辦公廳、國務院辦公廳發布《關于加快推進媒體深度融合發展的意見》，呼吁建立“新聞+政務服務商務”的新模式。因此，媒體關注的調節作用有待進一步明確。并且在高質量發展背景下，有必要進一步探索代際傳承對家族企業創新效率的影響。當前家族企業跨代創新的研究往往從投入或產出的規模角度出發，尚缺乏對創新效率的關注。“十四五”規劃提出，經濟發展由注重數量、規模向注重質量、效益轉變。創新效率與企業創新資源配置情況有關，在很大程度上是企業創新質量和能力的體現[8]。同時，創新活動具有不確定性和高風險性，因此企業創新投入未必能帶來相應的創新產出[9]。此外，創新效率兼顧了投入和產出兩部分，也有助于彌合現有代際傳承與家族企業創新關系研究中只關注創新投入或創新產出帶來的結論沖突。為此，本文探討代際傳承對家族企業創新效率的影響以及媒體關注的調節作用，并在拓展性研究中進一步分析不同情緒類型媒體關注對家族企業創新效率的影響及可能的作用機制。

二、理論分析與研究假設

(一)代際傳承與家族企業創新效率

社會情感財富是家族企業在長期經營過程中獲得的用于滿足自身情感需求的非經濟效用，例如家族權威、家族價值觀和歸屬感等[10]。隨著社會情感財富理論的不斷發展與完善，學者們逐漸認識到家族企業追求的社會情感財富是一個多維且異質的概念[11]。Miller和 Le Breton-Miller (2014)將社會情感財富劃分為約束型和延伸型[12]：約束型社會情感財富屬于短期的非經濟利益，重點在于保持家族對企業的控制，可能導致企業在戰略上趨于保守；延伸型社會情感財富強調家族企業的長期導向，重視維護家族聲譽及企業與合作伙伴的持久關系。

一方面，隨著家族企業進入代際傳承階段，二代家族成員在權威合法性方面的不足可能導致家族權威旁落的風險加大[5]。因此，為確保權力在一代、二代之間的平穩過渡，家族企業更傾向于關注避免社會情感財富的損失，從而形成維持家族控制這一體現約束型社會情感財富的戰略參考點，對企業創新的意愿往往并不強烈。此外，在代際傳承階段 ，家族企業更加看重家族的控制權，更有可能因避免“分權”的威脅而降低引入外部人才的意愿。創新效率很大程度上與創新決策的質量和執行程度有關[9]，缺乏創新人才使得創新方案質量得不到充分保障，最終導致創新效率的降低。另一方面，在企業長期的生產經營過程中，家族成員逐漸形成對家族身份的認同[13]。“視企業為己出”的管家精神使管理層更關注企業的價值提升和長遠發展。企業創新有助于提升經濟效益和獲得競爭優勢。因此，在代際傳承階段，家族企業一代企業家可能會為二代接班提前謀劃，從而推動企業創新。然而，代際傳承階段資源相對緊張，合理配置創新資源顯得尤為重要。本文認為，在代際傳承階段，家族企業也可能會優化創新資源配置，以期在資源有限的條件下獲得高效的創新產出，從而提升創新效率。綜上所述，提出如下競爭性假設：

假設1a：代際傳承階段家族企業的平均創新效率顯著低于非代際傳承階段家族企業。

假設1b：代際傳承階段家族企業的平均創新效率顯著高于非代際傳承階段家族企業。

(二)代際傳承、媒體關注與家族企業創新效率

根據社會認同理論，當個體認識到自己屬于某一特定的社會群體，并且意識到該群體成員身份所賦予的情感和價值意義時，社會認同便得以形成[14]。Riley和Burke(1995)的“認同反饋模型”指出，身份認同是外部環境影響和自我意義建構的綜合體現[15]。作為一種法律和行政強制力之外的外部治理機制，媒體具有獨特的優勢并對企業的戰略決策產生重要影響。

一方面，媒體關注通過“聲譽機制”激發家族企業管理層的“社會身份”，增強代際傳承階段家族企業從事創新活動的意愿。隨著家族企業受媒體關注程度的升高，家族企業管理層會更加看重在社會公眾面前展現良好的企業形象。媒體關注具有傳染效應，短時間產生的社會輿論會對家族成員的聲譽及企業的社會形象產生影響[7]。而在家族企業代際傳承階段，向外界展現良好的企業形象顯得尤為重要。在創新驅動高質量發展的社會背景下，家族企業從事創新活動是其積極履行社會責任、服務社會、奉獻社會的重要體現[2]。積極創新的家族企業形象，不僅能為二代順利接班創設有利的輿論環境，也有助于獲得包括投資者在內的社會公眾的認可。另一方面，媒體關注通過“信息傳播機制”促進創新資源的優化配置，提升家族企業從事創新活動的能力。創新投入不足或創新資源配置不合理都可能導致家族企業創新效率的損失[9]。媒體關注扮演“信息中介”的角色：媒體將家族企業經營決策等信息傳播到外部環境，使社會公眾更加了解家族企業；與此同時，家族企業也能從媒體報道中獲取關鍵信息，有助于緩解信息不對稱的問題。信息不對稱是導致創新摩擦成本增加的重要因素，而媒體通過對宏觀經濟政策、市場發展狀況等相關信息的深度報道，為代際傳承階段家族企業管理層的創新決策提供信息支持[16]，從而有助于增加創新方案的可行性和減少無效的創新投入。綜上所述，提出以下假設：

假設2：媒體關注在代際傳承與家族企業創新效率的關系中發揮正向調節作用。

三、研究設計

(一)變量選擇和說明

1.因變量：創新效率(Innov)。參考溫軍和馮根福(2018)的研究[17]，本文以專利申請與研發投入絕對值自然對數的比值衡量創新效率。考慮到專利申請數據比授予量更穩定、可靠和及時[17]，因此該式分子為企業當年發明專利、實用新型和外觀設計專利的總申請量加上1的自然對數，分母為研發投入絕對值加上1的自然對數(研發投入的單位為元)。二者的自然對數比值代表每單位研發投入的專利申請數，即本文的創新效率指標。

2.自變量：代際傳承(TS)。參考Li等(2021)的研究[5]，本文將二代進入企業董事會、高管團隊或監事會到二代擔任董事長這段時間賦值為1，其他賦值為0。

3.調節變量：媒體關注(Tmedia)。網絡媒體是當今大眾接收信息的主要渠道。參考王福勝等(2021)的研究[7]，本文以家族企業全年被網絡媒體報道的次數加1取自然對數來衡量媒體關注度。

4.控制變量：(1)企業規模(Size)，用企業年總資產的自然對數表示。(2)企業年齡(Age)，用企業自從成立起存續年數的自然對數表示。(3)資產負債率(Lev)，年末總負債除以年末總資產。(4)資產收益率(ROA)，凈利潤除以總資產平均余額。(5)投資機會(TobinQ)，用股票市場價值與債務賬面價值之和與總資產賬面價值的比值來表示。(6)家族涉入程度(FI)，即家族企業高管團隊中家族成員人數的占比。(7)兩職合一(Dual)，該變量為虛擬變量，若董事長與總經理是同一人賦值為1，否則為0。(8)管理層持股(Mshare)，管理層持股總數除以總股數。(9)機構投資者持股(INST)，機構投資者持股總數除以流通股數。(10)股權集中度(Top10)，前十大股東持股數量除以總股數。并且為避免估計結果受行業特性和時間因素的干擾，本文在模型中加入行業(Industry)和年份(Year)兩個虛擬變量。

(二)數據來源

本文選取2009—2021年中國上市家族企業為研究對象。樣本篩選參考許年行等(2019)的方法[18]：(1)實際控制人是自然人或是以婚姻和血緣關系結成的家族；(2)實際控制人直接或間接是企業的第一大股東；(3)至少兩名家族成員在企業中持股或任職。考慮到金融行業的特殊性和數據的可靠性，本文剔除金融業和當年新上市的家族企業，并剔除變量存在缺失值及被ST、*ST的樣本，最終得到9376個有效觀測值。為減少極端值對結果造成的影響，對所有連續變量進行1%的縮尾處理。本文通過分析上市家族企業年報、招股說明書和上市公告等確定家族企業一代和二代的職位變動情況，從而判斷家族企業是否處于代際傳承階段。媒體關注數據來源于CNRDS數據庫，其他數據則全部來自CSMAR數據庫。

(三)計量模型設定

本文建立回歸模型(1)以考察代際傳承對家族企業創新效率的影響，建立回歸模型(2)以考察媒體關注的調節作用。

Innovi，t=β0+β1TSi，t+β2∑Controlsi，t+εi，t

(1)

Innovi，t=β0+β1TSi，t+β2Tmediai，t+β3TSi，t×Tmediai，t+β4∑Controlsi，t+εi，t

(2)

其中，下標i代表家族企業，t代表年份，ε代表殘差。考慮到因變量家族企業創新效率不可能為負，采用OLS模型可能會導致結果出現偏差，故本文采用Tobit模型加以改進。

四、實證分析

(一)描述性統計分析

表1報告了變量的描述性統計結果。創新效率(Innov)的均值為0.159，最大值為0.407。代際傳承(TS)的均值為0.171，說明樣本中大約17%的家族企業經歷了代際傳承階段。媒體關注(Tmedia)最小值為0.693，均值為4.921。在財務狀況方面，資產負債率(Lev)均值為0.360，資產收益率(ROA)的均值為0.050，與其他類似研究中使用的樣本相近。在治理結構方面，家族涉入(FI)的均值為0.191。兩職合一(Dual)的均值是0.406，說明樣本中有約四成的家族企業采用的是董事長兼總經理的治理模式。管理層持股(Mshare)的均值為0.250，機構投資者持股(INST)的均值為0.305，說明在管理層和機構投資者持股的公司治理模式下，這些主體發揮了一定的監督治理作用。

表1 描述性統計結果

(二)單變量分析

在進行回歸分析前，本文根據家族企業是否處于代際傳承階段將樣本企業劃分為“代際傳承階段”和“非代際傳承階段”兩組，并進行均值T檢驗。結果如表2所示，代際傳承階段家族企業的創新效率均值為0.1558，非代際傳承階段家族企業的創新效率均值為0.1639，代際傳承階段家族企業的創新效率比非代際傳承階段低0.0081，且在1%的水平上顯著。初步驗證了假設1a，即代際傳承階段家族企業的平均創新效率顯著低于非代際傳承階段家族企業。

表2 獨立樣本T檢驗分析結果

(三)基準回歸結果

表3報告了代際傳承對家族企業創新效率影響的回歸結果，以及在此基礎上媒體關注調節作用的回歸結果。模型2中代際傳承(TS)的回歸系數為-0.0047，且在5%的水平上顯著，說明代際傳承階段家族企業的平均創新效率顯著低于非代際傳承階段家族企業，假設1a得到支持。模型3中代際傳承和媒體關注的交互項(TS×Tmedia)的回歸系數為0.0099，且在1%的水平上顯著，假設2得到驗證，即媒體關注在代際傳承與家族企業創新效率的關系中發揮正向調節作用。

表3 代際傳承、媒體關注與家族企業創新效率回歸分析

(四)穩健性檢驗

1.Heckman兩階段法檢驗。考慮到樣本選擇偏差可能帶來內生性問題從而造成模型估計的偏誤，本文采用Heckman兩階段法進行樣本選擇偏差的檢驗。在中國差序格局的情境中，子女更有可能被選為家族企業“權杖交接”的對象。家族企業實際控制人下一代的人數越多，越有可能選到能力突出又有接班意愿的家族企業繼承人進入代際傳承階段[2]，因此該變量與代際傳承具有相關性。并且，家族企業實際控制人下一代的人數主要與夫妻雙方生育觀、健康狀況等因素有關，對家族企業創新效率無直接影響，因而具有外生性。

如表4所示，模型1中第一階段Probit模型回歸結果表明，代際傳承(TS)和家族企業實際控制人下一代的人數(ChildNum)顯著正相關，說明家族企業實際控制人下一代的人數是代際傳承的有效工具變量。在第二階段回歸中，加入第一階段回歸產生的逆米爾斯比率(IMR)作為控制變量。IMR回歸系數不顯著，說明由樣本選擇偏差導致的內生性問題并不嚴重。此外，模型2中代際傳承(TS)的回歸系數為-0.0043，且在5%的水平上顯著，說明代際傳承階段家族企業的平均創新效率顯著低于非代際傳承階段家族企業，假設1a得到支持。

表4 穩健性檢驗

2.傾向得分匹配法(PSM)檢驗。本文進一步采取PSM-OLS法檢驗遺漏變量可能帶來的內生性問題。本文將代際傳承階段的家族企業作為處理組，將前文所述的一系列控制變量作為匹配變量，并采用一對一最近鄰匹配法為處理組尋找特征相似的對照組。為檢驗處理組與對照組之間是否共同支持假設，本文繪制了PSM匹配前后處理組與對照組的傾向得分密度函數圖(1)限于篇幅，PSM匹配前后的密度函數圖未列示，作者備索。。回歸結果如表4所示，模型3中代際傳承(TS)的回歸系數為-0.0048，且在10%的水平上顯著，說明代際傳承階段家族企業的平均創新效率顯著低于非代際傳承階段家族企業，假設1a得到支持。模型4中代際傳承和媒體關注的交互項(TS×Tmedia)的回歸系數為0.0062，且在10%的水平上顯著，假設2得到支持。

3.調整樣本為連續面板數據。僅保留連續3年以上觀測值的家族企業樣本，雖然會使得樣本觀測值減少451個，但是多年連續觀測值會更好地反映家族企業創新效率的變化趨勢。如表4所示，模型5中代際傳承(TS)的回歸系數為-0.0043，且在5%的水平上顯著，說明代際傳承階段家族企業的平均創新效率顯著低于非代際傳承階段家族企業，假設1a得到支持。模型6中代際傳承和媒體關注的交互項(TS×Tmedia)的回歸系數為0.0100，且在1%的水平上顯著，假設2得到支持。由此說明，本文的研究結論不受樣本數量和時期變化的影響，具有一定的穩健性。

(五)異質性分析

1.企業內部層面：信息透明度。企業信息透明度指企業財務、管理等信息的公開披露程度[19]。參考辛清泉等(2014)的研究[19]，本文從盈余質量、信息披露評級、分析師和審計師角度綜合構建信息透明度指標，并按中位數分為“高/低信息透明度”組，分組回歸結果如表5所示。對比模型1和模型2發現，基于似無相關模型(SUR)的檢驗結果，組間系數存在顯著差異(chi2(1)=4.07，Prob>chi2=0.0437)，這表明媒體關注的調節作用在高信息透明度和低信息透明度的樣本中具有顯著差異。在高信息透明度組中，代際傳承與媒體關注的交互項(TS×Tmedia)系數為0.0123，且在1%的水平上顯著，而在低信息透明度組中交互項系數不顯著。由此說明，在高信息透明度下，媒體關注的調節作用更強。因此，提高企業信息透明度有利于降低媒體信息的獲取成本，使媒體信息的中介作用得到更充分發揮。

表5 信息透明度和市場化水平的異質性分析

2.外部環境層面：市場化水平。市場化水平指市場在資源配置中發揮作用的程度。參考陳巖等(2018)的研究[20]，采用家族企業所在省份的市場化指數衡量地區市場化水平，并按中位數分為“高/低市場化水平”組，分組回歸結果如表5所示。對比模型3和模型4發現，基于似無相關模型(SUR)的檢驗結果，組間系數存在顯著差異(chi2(1)=6.32，Prob>chi2=0.0119)，這表明媒體關注的調節作用在高市場化水平和低市場化水平的樣本中具有顯著差異。在高市場化水平組中，代際傳承與媒體關注的交互項(TS×Tmedia)系數為0.0133，且在1%的水平上顯著，而在低市場化水平組中，交互項系數不顯著。由此說明，在高市場化水平下，媒體關注的調節作用更強。本文認為，一方面，在高市場化水平的地區，基礎設施較為完備，有助于媒體行業的規模化發展；另一方面，在高市場化水平的地區，法律監管體系更加完備，有助于提高媒體報道的質量和公信力。

(六)拓展性分析

1.媒體關注調節作用的持續性分析。媒體報道具有宣傳教化的作用，使受眾的觀念、態度和行為發生變化，產生“潤物細無聲”的效果。對于代際傳承與家族企業創新效率而言，媒體關注的正向調節作用是否也會持續一段時間？為考察媒體關注調節作用的持續性，本文探索t期代際傳承和媒體關注的交互項(TS×Tmedia)與t+i期(i=0，1，2，3，4)的家族企業創新效率之間的關系。

回歸結果如表6所示，t期代際傳承和媒體關注的交互項(TS×Tmedia)與t+i期(i=0，1，2，3)家族企業創新效率之間的回歸系數顯著性呈現下降趨勢，且t期的代際傳承和媒體關注的交互項(TS×Tmedia)與t+4期家族企業創新效率之間的回歸系數不顯著。這表明媒體關注的正向調節作用能持續三年，具有延續性。

表6 媒體關注調節作用的持續性

2.不同情緒類型媒體關注調節作用的拓展性分析。參考王福勝等(2021)的研究[7]，將媒體關注進一步分為正面、中性和負面三種類型，將全年網絡正面、中性和負面媒體報道數加1取自然對數作為衡量指標，分別考察不同情緒類型媒體關注在代際傳承和家族企業創新效率間的調節作用，回歸結果如表7所示。代際傳承與正面媒體關注的交互項(TS×Posmedia)系數為0.0077，且在1%的水平上顯著，代際傳承與中性媒體關注的交互項(TS×Neumedia)以及代際傳承與負面媒體關注的交互項(TS×Negmedia)系數不顯著。綜上所述，媒體關注中蘊含的正面情緒會激發家族企業管理層的創新熱情，從而改善代際傳承階段家族企業創新效率較低的狀況。這一結論也呼應了社會認同理論，社會身份是個體對社會群體成員身份的自我感知，積極正面的媒體報道有助于提升家族企業管理層的社會認同。

表7 拓展性分析：不同情緒類型媒體關注的調節作用

(七)作用機制檢驗

高質量的內部控制一方面促進家族企業科學規劃創新項目，減少創新摩擦成本；另一方面也有助于及時發現、反饋并糾正創新活動中的偏差，進而降低創新項目的失敗率[21]。因此，本文進一步探討媒體關注是否會提高代際傳承階段家族企業的內部控制質量，進而提升家族企業的創新效率。

參考陳紅等(2018)[21]的研究，使用迪博內部控制指數衡量內部控制質量。表8中模型2顯示，代際傳承與媒體關注的交互項(TS×Tmedia)與內部控制質量(ICI)在1%的水平上顯著正相關，說明媒體關注顯著提升了代際傳承階段家族企業的內部控制質量。模型3中交互項(TS×Tmedia)系數變小且顯著性水平降低，說明內部控制質量在其中發揮部分中介效應。Sobel檢驗結果顯示Z值為2.3022，同樣說明媒體關注通過提高代際傳承階段家族企業的內部控制質量進而提升創新效率的機制得到驗證。

表8 作用機制檢驗

五、結論與啟示

(一)研究結論

在高質量發展背景下，本文選取2009—2021年中國上市家族企業為樣本，研究代際傳承對家族企業創新效率的影響以及媒體關注的調節作用，主要研究結論如下：(1)代際傳承階段家族企業的平均創新效率顯著低于非代際傳承階段家族企業。(2)媒體關注在代際傳承與家族企業創新效率的關系中發揮正向調節作用，且媒體關注的調節作用具有一段時間的持續性。(3)異質性分析顯示，對處于市場化水平較高地區的家族企業和自身信息透明度較高的家族企業而言，媒體關注的正向調節作用更強。(4)進一步分析不同情緒類型媒體關注的調節作用，結果表明，相較于負面媒體關注和中性媒體關注，正面媒體關注的調節作用更為明顯。(5)機制檢驗結果表明，媒體關注通過提高代際傳承階段家族企業的內部控制質量，進而提升家族企業的創新效率。

(二)管理啟示

第一，媒體的力量不容小覷，因此要充分發揮媒體關注的協同治理作用。在關鍵的家族企業代際傳承階段，媒體關注能夠提升家族企業的創新意愿和創新能力，從而有效提升家族企業的創新效率。同時，媒體關注“潤物細無聲”，其影響具有一段時間的持續性。作為一種法律和行政強制力之外的外部治理機制，媒體具有獨特的優勢，對企業的戰略決策產生重要影響。在媒體融合的現實背景下，媒體的公司治理作用應得到充分重視。當前，中國家族企業正面臨代際傳承和創新轉型的雙重挑戰，需要建立政府、媒體、公眾和企業的多元共治體系，充分引導全社會認可和支持“勇于創新、善于創新”的家族企業，幫助家族企業順利度過代際傳承階段并實現創新驅動高質量發展。

第二，對處于高市場化水平地區的家族企業和高信息透明度的家族企業而言，媒體關注的作用能夠得到更充分的發揮。一方面，家族企業應進一步完善治理機制，著力提高企業信息透明度。事實上，提升家族企業的公司治理和經營管理水平也是家族企業現代化轉型的應有之義[22]。另一方面，良好的市場環境為媒體關注發揮公司治理作用提供了保障。由于歷史地理等原因，中國不同地區市場化水平存在很大差異。為此，政府應積極推進市場化進程，為家族企業的跨代創新賦能增效，使高質量發展戰略真正落地見效。

(三)不足與未來展望

首先，本文在媒體關注指標的選取過程中僅考慮網絡媒體報道。傳統紙質媒體如報刊、雜志等是否會對代際傳承階段家族企業的創新效率產生影響，有待進一步探索。其次，本文在研究媒體關注的作用機制時，僅研究了內部控制質量的中介作用，未來可考慮其他中介變量，進一步打開媒體關注公司治理作用的“黑箱”。最后，中國現實情境下代際傳承與家族企業創新的關系具有一定的特殊性和復雜性，未來可以結合具體行業或者典型案例，采用扎根理論等方法深入研究。