家族涉入对企业技术创新投入的影响——基于制度环境的调节作用

唐顺莉

（广州软件学院，广东 广州 510990）

一、引言

创新不仅是企业竞争优势的重要来源，也是国家建设现代经济体系的重要支柱。早在1912 年，熊彼特（2017）[1]就将创新定义为在生产体系中引入新的生产要素和生产条件的“新组合”。此后，创新成为经济学和管理学中被高频提及的词汇，研究者根据不同的分类指标将创新分为不同的类别。创新根据表现形式可分为技术创新和非技术创新两种类型（Crossan 和Apaydin，2010）[2]。技术创新是指引入新的技术要素到生产体系中，通过与其他生产要素的新组合，实现产业的升级和技术的进步，从而提高生产效率、降低成本、改善产品质量和拓展市场份额。技术创新可以是开发全新的技术，也可以是对现有技术进行重大改进和应用。它涉及技术研发、工艺创新、产品设计等方面的活动，是推动技术发展和经济增长的重要驱动力。

家族涉入是指家族关系渗透到企业经营中的程度。梳理现有研究文献，发现许多学者从权利、经验、资源和文化等角度界定家族涉入的内涵，家族既可以通过控制企业股权、影响日常管理、任命家族成员为接班人等方式影响企业决策，也可以通过家族文化、家族经验和家族资源等方式潜移默化地影响企业的行为（张俭和何爱玲，2020）[3]。由于家族文化、家族经验等因素比较难界定，为了进一步测度家族涉入程度，大多数学者从所有权、管理权和治理权的角度来展开研究。

梳理现有文献，发现关于家族涉入对企业技术创新的影响，目前主要存在两种观点。一种观点认为，我国家族企业多为中小企业，资产规模有限，家族成员在决策过程中更注重维护家族财富的持续性、保护家族的声誉和提升家族在社会中的地位，而非风险项目较高的创新投入。同时，家族成员过度干预或权力过度集中会加剧第二类代理成本，为了保护家族社会情感财富，从而减少企业技术创新投入。Munari 等（2010）[4]从股权涉入的角度出发，发现家族持股比例越高，企业创新投入越低。朱沆等（2016）[5]、李常洪等（2018）[6]、刘光彦和姜双双（2021）[7]以我国家族企业为研究对象，实证分析表明家族所有权、治理权和管理权涉入对企业的技术创新投入产生消极影响。另一种观点认为，家族成员通常具有更高的企业责任感和长期发展视野，为企业提供稳定的资金和资源支持，能够有效缓解第一类代理问题，从而提高企业技术创新活动。Ashwin（2015）[8]、蔡地等（2016）[9]、李艳双等（2020）[10]分别研究了印度和中国家族企业，发现家族涉入或者部分维度的家族涉入对企业创新投入有积极的促进作用。

在探讨家族涉入与企业技术创新投入的一系列研究中，学者们分别从特定因素、情境、行业等研究视角进行论证分析，得出的结论并不完全一致。究其原因，主要是在探讨家族涉入与技术创新活动之间的关系时，忽略了外部环境这一关键因素。家族企业并不存在于真空之中，其创新行为决策受到地区市场化程度差异和社会文化等制度环境的影响。随着正式制度环境的发展和完善，企业知识产权得到更多保障，市场竞争大环境促使家族企业为了提高企业核心竞争力而增强长期投资的决心和动力。因此，本文基于社会情感财富理论和代理理论，以企业的技术创新投入为切入点，一方面，实证分析家族控制权、管理权和治理权涉入与技术创新投入之间的关系；另一方面，引入调节变量制度环境，深层次分析家族涉入对技术创新投入的影响。分析结果将有助于我们更加全面地理解家族企业在技术创新方面的表现，并为制定相关政策和实践提供科学依据。

二、理论研究和研究假设

（一）家族涉入与企业技术创新投入

1.家族所有权涉入与企业技术创新投入。家族所有权的涉入主要表现为家族对企业股权和现金流量的控制。家族所有权的涉入程度决定了家族在企业中的决策权、利润分配以及资本投入方面的控制程度。家族企业所有者通常会将大部分财产投入到家族企业中，以期望实现家族资本的增值积累。从社会情感财富角度来看，为了维护家族经济利益，在公司投资计划和经营决策的制定过程中，家族股东尽量避免投资风险高、资金投入大、回收期较长的技术创新项目，倾向于采取保守的投资政策以确保企业的财产安全。从委托代理的角度来看，家族所有者可能会利用其大股东的身份，将企业资源用于家族股东的私人投资或补贴性消费，从而侵蚀中小股东的收益。这种资源配置的偏向可能会对企业的研发投入产生挤出效应，从而不利于企业的创新。从基础资源论的角度来看，家族企业的技术创新活动往往需要大量的资金投入，而我国许多家族企业规模较小，家族企业在技术创新方面可能面临着资金的缺乏和财务资源的限制，需要通过外部融资以增强实力。但由于引入外部投资会稀释家族拥有的所有权与控制权（Gomez-Mejia 等，2007）[11]，家族为维护家族权力降低企业外部融资的积极性，外部投资者也会因为家族成员的保护态度、信息不透明而不愿意对其进行投资。这两方面的原因造成家族企业融资困境，最终可能会降低家族企业的资金实力，从而对研发投资造成不利影响。

假设1a：家族所有权涉入与企业技术创新投入负相关。

2.家族治理权涉入与企业技术创新投入。董事会是企业的重要决策机构之一。家族在企业治理层面对企业战略规划和重大决策的影响程度，主要由家族在董事会中的影响力决定。由于家族成员亲属关系紧密，他们通常会倾向于与其他家族成员合作并形成联盟，以在企业决策中发挥更大的权力和影响力。由于拥有绝对多数的投票权，家族成员可以对企业的发展方向、战略决策和人员安排等进行影响和控制。在集体主义文化的背景下，家族成员通常对家族的身份认同较高，这可能导致在家族董事会中形成群体思维和保守态度。家族董事在制定战略决策时，更倾向于保护和传承家族身份认同所带来的财富，包括财务、知识、文化和价值观等，避免潜在的技术变革所带来的冲突和风险。同时，由于血缘和亲属关系的存在，家族在治理层面涉入程度越深，董事会对具有亲属关系的管理人员进行监督和考核的难度越大，从而降低了监督公司运营和管理的效率。

假设1b：家族治理权涉入与企业技术创新投入负相关。

3.家族管理权涉入与企业技术创新投入。家族管理权涉入反映家族在企业管理决策过程中的影响程度。随着家族管理权涉入程度的不断加深，他们更倾向于保持稳定和传统的商业模式和经营方式，导致企业过度依赖内部资源，放弃寻求与外部创新伙伴合作的机会，从而限制获取外部创新资源的能力。从社会情感财富论的角度出发，为了维护家族成员的利益，家族管理者更容易出现利益独占和惯性思维，默许其他家族成员在职消费和特权主义等“搭便车”行为，这会导致原本可用于技术创新活动的资源被转移至家族消费。从委托代理理论的角度看，家族企业由职业经理人担任高管可能会引发代理问题和信息不对称问题，导致所有者对非家族CEO 的信任度不高。在家族人事任命中，家族企业通常会将高级管理职位授予家族成员，而非根据专业能力和创新潜力来决定高管人选，导致错失内部关键岗位所需的管理人才。如果管理人员缺乏专业知识、认知水平或专业技能，研发活动将难以进行。

假设1c：家族管理权涉入与企业技术创新投入负相关。

（二）家族涉入、制度环境与企业技术创新投入

社会制度渗透到经济活动的各个方面，并对经济运行起到激励和约束作用。在我国经济转型时期，企业技术创新活动受到地区市场化程度、社会文化、法治水平等环境因素的影响。家族企业在市场化程度较高的地区，更容易得到法律产权保护，也更容易获得资本市场上的资金支持。这为家族企业的技术创新提供了更好的外部条件，家族企业能够更加稳定地获得低成本的融资，并能够吸引更多的投资者参与。完善的市场机制还可以起到外部监督和约束作用，促进资源的有效配置和利用。在市场化程度较高的地区，市场机制能够有效约束家族企业的资源配置偏好和大股东的掏空行为，减少企业创新资源的挤出效应。这有助于确保企业的创新活动得到充分支持和发展。在市场化程度较高的地区，职业经理人市场的完善程度和人力资源的丰富性明显提升。家族企业通过引入专业高效的管理人才，降低人事任命中的任人唯亲现象，有助于提升企业的创新能力和竞争优势。综上所述，在市场化程度较高的地区，家族企业能够受益于完善的市场机制的约束和监督、更好的融资支持以及外部职业经理人市场发达等因素。这些因素相互作用，为家族企业的技术创新提供了更好的环境和机遇。

假设2：在家族企业中，制度环境对于家族涉入和企业技术创新投入之间的关系具有正向调节作用。

三、研究设计

（一）样本选取与数据来源

对于家族企业的判断标准，本文借鉴张雷等（2021）[12]学者的研究，将同时满足以下条件的企业定义为家族企业：第一，最终控制人为自然人或整个家族；第二，最终控制人直接或间接持有企业股份的比例不得低于10%；第三，至少有一位家族成员参与高管团队。制度环境数据来源于王小鲁等（2021）[13]编制的我国各地区的市场化指数，该指数目前统计截至时间为2019 年，因此，本文选取2012—2019 年我国沪深两市A 股家族上市公司为研究样本。研究数据主要来源于CSMAR 家族企业数据库、锐思数据库和互联网披露的相关信息，并从以下几方面进行了处理：（1）删除不满足家族企业界定标准的样本；（2）删除金融、保险类企业；（3）删除ST、*ST 等非正常经营企业的样本；（4）删除数据严重缺失的样本。通过手工整理，最终获取1 437 家A 股上市家族企业的6 107 项观测值。数据处理采用Excel 软件和Stata 15.1 软件，连续变量进行上下1%的缩尾处理。

（二）变量定义

1.被解释变量。被解释变量为企业技术创新投入（R&D），现有研究较为常用的衡量指标包括研发投入、研发投入占总资产的百分比和研发投入占营业收入的百分比。本文选取研发投入占营业收入的百分比作为测量创新投入的指标，将研发投入占资产的比重和按规模分组检测作为稳健性检测指标。

2.解释变量。家族涉入（FI）包括家族所有权涉入（FO）、家族治理权涉入（FG）和家族管理权涉入（FM）三个维度。家族所有权涉入（FO），借鉴刘光彦和姜双双（2021）[7]的研究成果，采用家族成员的持股比例表示。为了消除不同家族企业在人数规模上的差异，家族治理权涉入（FG）和家族管理权涉入（FM）分别以家族成员在董事会中所占比例和家族成员在高管团队中所占比例来表示。

3.调节变量。王小鲁等（2021）[13]编制的我国各地区的市场化指数由五个方面组成，每个方面都反映了市场化的某一方面，由于2016 年前与2016 年后的市场化指数计算基期不同，为了便于对比，本文采用每年市场化指数排序数值作为制度环境的度量指标。

4.控制变量。根据已有研究，选取反映公司层面涉及的相关指标作为控制变量，以减少其他因素对模型的影响。相关指标符号及定义如表1 所示。

表1 变量定义表

（三）模型构建

为了检验家族企业涉入与创新投入的关系，建立模型（1）～模型（4）：

模型（1）：

模型（2）～模型（4）：

其中，β0为常数项，R&D 为被解释变量，Controlsi，t为本文设定的六个控制变量，εi，t为误差项。模型（1）研究控制变量对企业技术创新投入的影响，以检验所选控制变量的合理性。在此基础之上，模型（2）、模型（3）和模型（4）分别加入家族涉入（FI）三个维度的解释变量后构建的回归模型，用于研究家族涉入对企业技术创新投入的影响，以此来检验假设1。

在模型（2）、模型（3）和模型（4）的基础上，参考刘光彦和姜双双（2021）[7]的做法，增加调节变量制度环境（MAR）以及解释变量家族涉入与调节变量制度环境的交互项（FI×MAR）得到模型（5）、模型（6）和模型（7），以此来检验假设2 是否成立。

模型（5）～模型（7）：

四、实证分析

（一）描述性统计分析

从表2 中可以得知，我国家族企业技术创新投入（R&D）的均值为0.046，说明100 元的营业收入中仅仅只有4.6 元用于研发活动，这意味着家族企业技术创新的积极性相对较低或者创新能力存在不足。家族所有权涉入（FO）的均值为0.462，说明家族企业股权高度集中于控制家族手中，家族对企业所有权的控制整体比重较高。家族治理权涉入（FG）、家族管理权涉入（FM）的均值分别为0.269 和0.261，说明样本中家族成员参与公司治理和经营管理的程度较高。但两项指标的最大值和最小值差距较大，说明样本中不同家族企业在治理权和管理权的涉入程度上存在不同的情况。制度环境市场化排序数值（MAR）的均值为6.84，标准差为6.375，说明不同企业面临的市场环境存在一定的差异，从统计数据来看，均值更趋向于排序值较前的数值，说明大多数企业分布在市场化较高地区，这些地区市场经济发展较为成熟，市场竞争相对激烈且市场机会更多。

表2 相关变量的描述性统计

除了上述提及的变量外，还有其他六个方面的控制变量也值得我们关注，这些变量可以帮助我们更全面地分析家族企业的实际情况：第一，样本中家族企业平均的成立年限16 年，最小值为3 年，最大值为61 年，说明我国作为新兴经济体，家族企业特别是上市的家族企业成立和发展时间并不长，大多数还处于一代家族成员管理阶段。第二，企业总资产的自然对数（LNSIZE）平均值为21.62，换算为资产均值约为24.5 亿元，与国有企业相比，家族企业规模总体偏小。家族企业可供用于技术创新活动的财务资源相对有限，因此，在进行技术创新时可能面临一定的挑战和限制。第三，两职合一的均值为0.538，说明样本中有53.8%的家族企业存在两职合一现象。家族企业两职合一能够有效降低第一类代理成本。从一方面来看，由于家族成员之间存在血缘关系，其根本利益是一致的，通过两职合一可以显著减少目标不一致的问题。从另一方面来看，两职合一使得家族成员之间能够进行有效的交流，相对而言更容易解决信息不对称的问题。第四，资本结构（LEV）的平均值为0.342，最大值为0.990，最小值为0.008，说明我国家族企业资本结构差异虽大，但大部分企业的资本结构都低于0.4，说明我国家族企业总体资本结构比较稳健，拥有较强的偿债能力。第五，盈利能力的均值为0.063，说明净利润占平均总资产的比例为6.3%，这也意味着我国上市家族企业整体的盈利能力一般。技术创新活动需要的财务资金可能受到限制，从而制约了家族企业进行技术创新行为的能力。第六，企业成长性（GROWTH）平均值为0.330，最大值为363.068，最小值为-0.942，差距虽然很大，但是从平均值看来，我国家族企业整体的成长性较好。

（二）回归分析

1.主回归分析。表3 提供了企业技术创新投入与家族涉入（FI）三个维度之间关系的回归分析。通过模型（1）的回归结果可以发现，企业成长性GROWTH对企业技术创新投入的影响不显著。DUA 与企业技术创新投入正相关，ROA、AGE、LEV 和LNSIZE 与企业技术创新投入负相关，在统计上均具有1%的显著性水平。从上述检验来看，绝大多数变量通过检验，说明控制变量选取比较合理。在模型（1）的基础上，模型（2）、模型（3）和模型（4）分别加入解释变量FO、FG 和FM 来检验技术创新投入与家族涉入之间的关系。回归结果显示，模型（1）调整后的R2为0.142 0，模型（2）为0.145 2，模型（3）为0.146 4，均大于模型（1）调整后的R2。说明在加入家族涉入三个维度的解释变量后，回归模型的解释能力有所提高，观测数据的拟合程度也得到了优化。从模型（2）～模型（4）回归分析结果的P 值来看，FO、FG 和FM 在1%的显著水平下对企业创新投入均具有消极影响，假设1 得到验证。

2.调节效应分析。在加入表示制度环境的市场化指数后，家族涉入三个维度变量与企业技术创新投入的回归结果如表4 所示。调整后的R2在模型（5）、模型（6）和模型（7）中分别为0.143 8、0.146 9和0.151 4。与模型（2）、模型（3）和模型（4）相比，调整后的R2均明显增加，表明加入制度环境影响因素后，回归模型的解释能力有所提高，拟合程度得到了优化。

表4 调节效应的回归分析

从表4 中可以看出，FO×MAR、FG×MAR、FM×MAR 三者系数均在1%水平上显著为正，表明制度环境对家族所有权、管理权和治理权涉入与企业创新投入的关系具有正向调节作用，假设2 得到验证。

3.稳健性检验。本文主要运用两种方式进行稳健性检验：（1）采用变量替代法，用研发投入占总资产的百分比作为被解释变量，对研究数据重新进行回归分析。（2）考虑到企业规模的影响，在计算企业规模平均数的基础上将家族企业分为较大规模企业和较小规模企业两组，对两组变量分别进行回归分析。两种检验方式所得到的结果与前文基本一致，实证结论依然稳健（限于篇幅，结果表略）。

五、结论与启示

本文选取2012—2019 年间1 437 家A 股上市家族企业数据，研究了家族涉入与企业技术创新投入的关系以及制度环境的调节作用。研究结论表明：我国家族上市企业创新投入总体偏低，家族所有权、治理权和管理权涉入与企业技术创新投入负相关。主要原因在于我国家族企业规模总体不大，大多数家族企业成立时间较短，缺乏专业人才和高效管理机制，为了保护家族社会情感财富，倾向于采取保守策略，避免涉足技术创新领域。然而，在制度环境较好的地区，家族涉入对企业技术创新投入的抑制作用会减弱。说明完善的市场机制可以发挥外部治理的作用，有效监督和约束家族股东的行为，减少企业资源的特殊配置，从而使家族企业能够将更多的资源投入到技术创新中。

本研究结论启示：

第一，为了避免第一类代理问题，家族企业在充分考虑自身规模和行业特点后，应制定周全的、可清晰传达的继任计划和专业化的甄选程序，聘用能力、经验和专业水平合适的人选担任CEO。

第二，样本中实际控制家族的持股比例平均数为46.2%，说明家族控制权涉入程度较深，容易引起第二类代理问题，从而影响企业技术创新，建议引入外部投资者或者独立董事以降低家族企业的风险规避倾向。

第三，各地区应提高市场化水平，缩小地区间不均衡的发展程度，使家族企业的创新投入水平和效率得到提高。

当然，本研究仍存在一定的局限。首先，样本仅限于沪深两市中的部分家族上市企业，由于部分上市企业数据缺失以及中小家族企业年报未公开过标准化的财务报表，使得研究样本相对较小。其次，家族成员可以担任企业股东、董事和高管中一种或者多种角色，不同组合方式会带来不同程度的影响[14-15]，因此，需要分组研究异质性特征的相关影响。最后，随着时间的推移，在过半家族第一代企业家年过半百的形势下，家族企业面临代际传承的过渡，对于二代管理者的来源及其对企业技术创新的影响，也是一个值得进一步研究的问题。