萬里霜

摘 要：基于社會資本相關(guān)研究的理論分析，重點探討家族性社會資本與非家族性社會資本對企業(yè)創(chuàng)新的聯(lián)合影響效應(yīng)，以及這種聯(lián)合效應(yīng)是否強于家族性社會資本或非家族性社會資本個體效應(yīng)。鑒于強大的控制聯(lián)盟（即家族）的存在為組織環(huán)境中社會群體之間積極互惠影響創(chuàng)造了條件，還探討了家族涉入在上述關(guān)系中的調(diào)節(jié)作用。運用偏最小二乘法（PLS）對318份調(diào)研問卷數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，結(jié)果表明：家族性社會資本與非家族性社會資本共同對家族企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)生積極影響，且聯(lián)合影響效應(yīng)優(yōu)于家族性社會資本或非家族性社會資本的單一效應(yīng);家族控制對家族性社會資本和非家族性社會資本與企業(yè)創(chuàng)新的關(guān)系存在正向調(diào)節(jié)作用;代際參與對家族性社會資本和非家族性社會資本與企業(yè)創(chuàng)新的關(guān)系存在負(fù)向調(diào)節(jié)作用。

關(guān)鍵詞：家族性社會資本;家族涉入;企業(yè)創(chuàng)新;家族控制;代際參與

文章編號：2095-5960（2020）05-0064-09;中圖分類號：F270;文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A

創(chuàng)新是企業(yè)長期生存、盈利和增長的基本動力，對家族企業(yè)而言尤其如此。家族企業(yè)所有權(quán)和管理高度集中，家族成為發(fā)展強大的社會關(guān)系而創(chuàng)造獨特組織環(huán)境的最重要角色。技術(shù)更新?lián)Q代的速度不斷加劇，任何企業(yè)都無法擁有支撐企業(yè)創(chuàng)新的所有資源，通過組織成員間的互惠和信任關(guān)系提供資源的社會資本逐漸成為創(chuàng)新的重要來源，因為社會資本鼓勵知識創(chuàng)造與整合。Arregle等指出，基于企業(yè)內(nèi)家族成員間關(guān)系的內(nèi)部社會資本（例如家族性社會資本）在塑造決策過程和企業(yè)管理實踐方面發(fā)揮著重要作用。[1]另一方面，非家族成員社會關(guān)系所構(gòu)成的非家族性社會資本也對家族企業(yè)績效存在積極的影響效應(yīng)，特別是創(chuàng)新績效。家族成員在一個有凝聚力的網(wǎng)絡(luò)中和諧地工作和交流知識的能力可以帶來創(chuàng)新，而一群緊密聯(lián)系的非家族成員雇員可以提供家族中沒有的專業(yè)技能，并可以獲取有利于家族企業(yè)創(chuàng)新的更多異質(zhì)資源。雖然有越來越多的證據(jù)表明家族性社會資本和非家族性社會資本均對企業(yè)創(chuàng)新存在積極影響，但其對創(chuàng)新的聯(lián)合影響的研究仍然有限。組織過程通常源于不同社會群體之間的相互作用，而不同群體的目標(biāo)存在差異性。[2]家族企業(yè)尤其如此，因為家族成員與非家族成員在專業(yè)背景、動機和績效期望方面可能表現(xiàn)出顯著差異。因此，如果不考慮家族與非家族社會群體的共同作用，就無法正確理解內(nèi)部社會資本對家族企業(yè)績效的影響。

本研究基于社會資本相關(guān)理論重點探討家族性社會資本與非家族性社會資本對企業(yè)創(chuàng)新的聯(lián)合影響效應(yīng)，以及這種聯(lián)合效應(yīng)是否強于家族性社會資本或非家族性社會資本個體效應(yīng)。此外，鑒于家族企業(yè)異質(zhì)性被描述為理解家族企業(yè)戰(zhàn)略決策與結(jié)果的關(guān)鍵[3]，本研究還將探討家族涉入在上述關(guān)系中的調(diào)節(jié)作用，以318個家族企業(yè)為樣本，通過實證研究聚焦社會資本與創(chuàng)新的關(guān)系，進(jìn)一步探討了影響戰(zhàn)略決策的因素如何影響社會資本轉(zhuǎn)化為企業(yè)創(chuàng)新。

一、理論基礎(chǔ)與研究假設(shè)

（一）社會資本與創(chuàng)新

創(chuàng)新是企業(yè)生存與發(fā)展的重要因素，反映了企業(yè)參與創(chuàng)新的傾向，從而導(dǎo)致新產(chǎn)品、服務(wù)或生產(chǎn)方式的產(chǎn)生。熊彼特首次強調(diào)了創(chuàng)新在通過創(chuàng)造性破壞刺激經(jīng)濟發(fā)展中的作用。隨后，德魯克認(rèn)為創(chuàng)新是創(chuàng)業(yè)精神的主要活動，哈默指出創(chuàng)新是企業(yè)戰(zhàn)略中最重要的組成部分，企業(yè)可通過創(chuàng)新戰(zhàn)略獲得優(yōu)于競爭對手的優(yōu)勢，因此創(chuàng)新被認(rèn)為是卓越回報和競爭優(yōu)勢的主要來源。創(chuàng)新需要整合內(nèi)部以及外部資源，董保寶和李全喜指出創(chuàng)新源自現(xiàn)有與新的概念和物質(zhì)資源的重組[4]。創(chuàng)新的實現(xiàn)需要有效管理通過社會關(guān)系開發(fā)和共享的資源。因此社會資本在促進(jìn)創(chuàng)新方面發(fā)揮著重要作用，特別是內(nèi)部社會資本已被證明通過鼓勵組織內(nèi)個體之間的互動支持創(chuàng)新投入。[5]

家族企業(yè)中，家族性社會資本通過親屬之間存在的緊密聯(lián)系得到強化，并提供了相互建議和溝通的渠道，有利于實現(xiàn)創(chuàng)新。實際上，通過家族成員互動形成的信任、友誼、尊重和互惠的氛圍創(chuàng)造了一種有利于協(xié)作并較少機會主義行為的關(guān)系環(huán)境，反過來又進(jìn)一步促進(jìn)了開放的互動與試驗。此外，家族性社會資本強調(diào)共同的文化背景，促進(jìn)家族成員共同目標(biāo)的形成，使各方能夠理解整合資源的潛在價值，并制定激勵適應(yīng)、變革和創(chuàng)新的戰(zhàn)略目標(biāo)。[6]另一方面，非家族性社會資本對于組織中新知識的同化與整合也至關(guān)重要，非家族性社會資本可被視為家族企業(yè)吸收能力的關(guān)鍵前提，即企業(yè)獲取、吸收、轉(zhuǎn)化和利用知識以產(chǎn)生動態(tài)組織能力的組織慣例和過程。[7]事實上，非家族成員雇員間的關(guān)系有助于發(fā)展更多元化的能力，刺激創(chuàng)業(yè)與創(chuàng)新，當(dāng)家族企業(yè)能夠吸引和留住有才能的員工時更甚。[8]與家族成員相比，非家族成員雇員表現(xiàn)出專業(yè)知識，并且更易于訪問外部網(wǎng)絡(luò)，而家族成員可能更依賴于密切而強大的聯(lián)系網(wǎng)絡(luò)。此外，非家族成員雇員的凝聚力和承諾促進(jìn)了企業(yè)內(nèi)部運營中的專業(yè)知識共享與使用?？偠灾?，兩個社會系統(tǒng)中嵌入的資源似乎存在差異性，在促進(jìn)創(chuàng)新方面具有互補性。在實際的家族企業(yè)戰(zhàn)略中轉(zhuǎn)移社會資本資源需要做適當(dāng)?shù)臋?quán)衡。資源基礎(chǔ)觀表明有關(guān)資源管理的重要戰(zhàn)略決策涉及明確目標(biāo)的定義和共同資產(chǎn)的價值創(chuàng)造一致。[9]在家族企業(yè)中，這些決策受到家族控制程度和企業(yè)內(nèi)部代際參與的顯著影響。

（二）家族性社會資本與非家族性社會資本的聯(lián)合影響

家族成員無法具備避免企業(yè)能力過時并應(yīng)對動態(tài)環(huán)境所需的所有相關(guān)知識，獲取外部知識并將其有效地整合到組織中對于維持創(chuàng)新至關(guān)重要。因此，非家族成員雇員及其社會關(guān)系在獲取和吸收知識方面具有重要意義。非家族成員雇員更有可能在家族企業(yè)之外擁有過往經(jīng)歷，并且成為不同專業(yè)社區(qū)的一分子。另一方面，家族性社會資本是知識轉(zhuǎn)化和利用過程中的基礎(chǔ)。即結(jié)合現(xiàn)有知識和新引入知識并將其應(yīng)用于企業(yè)運營和戰(zhàn)略的能力。[10]非家族性社會資本通過提供有利于激發(fā)家族成員網(wǎng)絡(luò)中發(fā)生的知識整合過程的資源強化家族性社會資本的積極影響。同時，家族群體的凝聚力通過社會傳染效應(yīng)提高非家族性社會資本的有效性[11]，家族成員之間的相互依賴及其對企業(yè)的承諾可以通過情感和認(rèn)知影響過程在非家族成員雇員中產(chǎn)生類似的情感反應(yīng)。已有研究表明企業(yè)的領(lǐng)導(dǎo)者是影響員工行為的主要來源[12]，因此在家族企業(yè)中，家族成員以堅定的方式行事并表現(xiàn)出高水平的群體內(nèi)吸引力，刺激了非家族成員經(jīng)理人和員工之間出現(xiàn)類似的行為。進(jìn)而強化非家族性社會資本，提高其對創(chuàng)新的潛在影響。非家族性社會資本也有助于突破創(chuàng)新方面不太突出的家族性社會資本固有的可能限制。家族性社會資本既定和相互聯(lián)系的性質(zhì)可能阻礙創(chuàng)新與變革，并且無法適應(yīng)快速變化的環(huán)境。此外，家族成員的社會資本之間的重疊大于職業(yè)經(jīng)理人之間的重疊。因此，家族成員的社會資本與由職業(yè)經(jīng)理人引入的動態(tài)社會資本的組合可以擴大企業(yè)可用的聯(lián)系范圍，同時保留基于家族關(guān)系的知識深度。

由于兩組社會資本之間存在互補性，家族性與非家族性社會資本對創(chuàng)新影響相輔相成。鑒于Milgrom & Roberts對互補性的定義，一種形式的社會資本的邊際收益增加導(dǎo)致另一種形式的水平上升。[13]因此，兩個因子的組合效應(yīng)超過單獨運用某一因子的效應(yīng)，故本研究提出以下假設(shè)。

假設(shè)1a：家族性社會資本與非家族性社會資本對家族企業(yè)創(chuàng)新存在積極的聯(lián)合影響效應(yīng)。

假設(shè)1b：家族性社會資本與非家族性社會資本對家族企業(yè)創(chuàng)新的聯(lián)合影響效應(yīng)強于單一效應(yīng)。

（三）家族涉入的調(diào)節(jié)作用

家族涉入是家族成員參與家族企業(yè)管理的程度，是家族控制和參與的重要體現(xiàn)。實際上家族企業(yè)的最大特點就在于家族成員對企業(yè)的高度控制。為了獲取更多的收益，家族不斷強化對企業(yè)的控制權(quán)（家族所有權(quán)、家族管理與代際參與）。有學(xué)者認(rèn)為高程度的家族涉入抑制了企業(yè)創(chuàng)新的提升，但也有學(xué)者提出相反的意見。雖然家族涉入是一個多維度概念，但是家族涉入的實質(zhì)不斷明朗并趨于統(tǒng)一，家族控制和代際參與是家族涉入的最主要形式。[14]有鑒于此，本研究將從家族控制與代際參與兩個方面探索家族涉入對上述關(guān)系的調(diào)節(jié)作用。

家族控制的兩個關(guān)鍵形式是家族所有權(quán)和家族管理，前者是指家族所擁有的所有權(quán)比例，而后者是指高管團(tuán)隊中家族成員的比例。較高的家族所有權(quán)導(dǎo)致家族成員更加渴望家族企業(yè)的延續(xù)性，企業(yè)所有權(quán)轉(zhuǎn)移到下一代以及家族財富的保留。[15]這種對延續(xù)性的承諾有助于建立共同的戰(zhàn)略意圖，使用企業(yè)資源獲得長期競爭優(yōu)勢。高水平的家族所有權(quán)有利于有效資源協(xié)調(diào)的條件，確保從家族性和非家族性社會資本的組合中所獲資源用于維持創(chuàng)新和跨代財富創(chuàng)造作為統(tǒng)一的家族企業(yè)目標(biāo)。[16]家族參與戰(zhàn)略決策進(jìn)一步激勵了這一點。特別是家族參與戰(zhàn)略決策與通過現(xiàn)有資源的組合創(chuàng)造新知識的能力正相關(guān)。由于家族成員主導(dǎo)的高管團(tuán)隊的高度信任和強大的聯(lián)系，知識組合的治理成本可能會降低。特別是由于對激勵結(jié)構(gòu)、監(jiān)管機制需求較低，家族所有權(quán)和家族管理都降低了知識治理的成本。家族成員之間的共同語言促進(jìn)了社會資本網(wǎng)絡(luò)中嵌入的知識向創(chuàng)新戰(zhàn)略的轉(zhuǎn)化。這種通過共同經(jīng)歷和長期互動發(fā)展起來的常見思維方式有助于將家族性與非家族性社會資本有效地轉(zhuǎn)化為創(chuàng)新。

假設(shè)2：家族控制增強了家族性社會資本與非家族性社會資本對家族企業(yè)創(chuàng)新的聯(lián)合正向影響效應(yīng)。

代際參與（即同時參與企業(yè)的家族代數(shù)），有利于增強有效識別和評估創(chuàng)新機會的可能性。[17]然而，有研究表明代際參與的增加顯著加劇了家族企業(yè)內(nèi)部沖突，當(dāng)多代人參與經(jīng)營時，家族成員之間的差異加劇，使得制定公司資源使用的共同愿景變得更加困難。[18]特別是當(dāng)多代家族觀點被納入戰(zhàn)略決策過程時，關(guān)系沖突的可能性將增加。關(guān)系沖突對家族企業(yè)經(jīng)營流程尤其不利，因為關(guān)系沖突一般包括緊張、敵意以及煩惱，并且在家族成員生活的大多數(shù)方面持續(xù)存在并顯化。因此，家族企業(yè)情境下，很難避免因關(guān)系沖突而產(chǎn)生的負(fù)面情緒。在決策過程中，多代家族成員之間觀點的差異往往被視為人身攻擊，評估和接受他人的觀點可能會越來越困難。此外，關(guān)系沖突阻礙了一種更有益的分歧形式，即任務(wù)沖突，允許通過更全面的方式考慮不同方案來完善目標(biāo)和策略。當(dāng)家族成員受到情感挑戰(zhàn)時，更傾向于犧牲邏輯論證并提升其職位，從而限制決策中評估的替代方案范圍。總體而言，多代人參與家族企業(yè)會降低協(xié)調(diào)家族性與非家族性社會資本中的資源以實現(xiàn)創(chuàng)新產(chǎn)出的戰(zhàn)略決策過程的有效性。

假設(shè)3：代際參與削弱了家族性社會資本與非家族性社會資本對家族企業(yè)創(chuàng)新的聯(lián)合正向影響效應(yīng)。

二、研究設(shè)計

（一）樣本選擇與數(shù)據(jù)收集

本研究以廣東地區(qū)家族企業(yè)為樣本，所選樣本企業(yè)需符合以下幾個條件：（1）擁有10名以上員工;（2）具有至少三年的財務(wù)信息報告;（3）至少50%以上的所有者權(quán)益由同一家族成員持有。基于私營企業(yè)公司層面信息不易獲取，特別是本研究中涉及的行為維度，故采用調(diào)查問卷的形式進(jìn)行數(shù)據(jù)收集。每家企業(yè)要求一名家族成員和一名非家族成員管理者參與。為了提高響應(yīng)速度和可靠性，本研究向企業(yè)承諾嚴(yán)格保密，并提供結(jié)果摘要。由于企業(yè)CEO和高層管理人員對企業(yè)創(chuàng)新方向及其與員工的關(guān)系了解較為充分，并對員工的社會關(guān)系具有濃厚的興趣。更為重要的是考慮到組織必須被視為社會行動者而非社會集合體，具有管理職責(zé)的CEO或高管團(tuán)隊是企業(yè)層面數(shù)據(jù)收集的合適被試。本研究所用調(diào)查問卷共包含三部分。第一部分為企業(yè)一般信息和創(chuàng)新相關(guān)數(shù)據(jù);第二部分為家族成員的關(guān)系;第三部分為非家族成員之間的關(guān)系。調(diào)查過程中涉及多個受訪者也增強了數(shù)據(jù)的效度，從而降低了同源偏差的可能性。2019年5～12月，通過對股東結(jié)構(gòu)和身份的仔細(xì)排查研究小組共發(fā)放問卷1000份，回收435份，剔除回答有明顯錯誤的117份調(diào)查問卷之后，得到有效問卷318份，有效率為31.8%。318家樣本企業(yè)中只有21.384%（68家）擁有不到80%的家族所有權(quán)，平均家族所有權(quán)為91.468%。高管團(tuán)隊中家族成員平均比例為64.092%，僅有25.600%的家族企業(yè)在高管團(tuán)隊中沒有家族成員。企業(yè)規(guī)模方面，樣本企業(yè)平均員工人數(shù)為106人。僅有63.708%的樣本企業(yè)僅有一代人參與管理，34.136%存在兩代人管理，2.156%存在三代或以上管理者。

（二）變量測量

1.因變量。企業(yè)創(chuàng)新，借鑒劉學(xué)元等的研究[19]，采用主觀自陳方式衡量企業(yè)創(chuàng)新，共包含3個題項：“與主要競爭對手相比，我們企業(yè)引入了更多的新產(chǎn)品或服務(wù)”“與主要競爭對手相比，我們企業(yè)引入了更多新生產(chǎn)或服務(wù)方式”和“與主要競爭對手相比，我們企業(yè)在過去的幾年更具創(chuàng)新性”。量表的Cronbach α 信度系數(shù)為0.847。

2.自變量。社會資本，借鑒游家興和鄒雨菲的研究[20]，分別采用6個題項測度家族性與非家族性社會資本。家族性社會資本中，要求家族成員評價與企業(yè)內(nèi)家族成員之間的工作關(guān)系：（1）在公司外的社交場合（例如晚餐、俱樂部）共度時光;（2）在公司外部保持密切的社會關(guān)系，換言之，彼此合作解決企業(yè)問題;（3）可以共享信息并相互依賴開展業(yè)務(wù)，而不必?fù)?dān)心會被利用;（4）信守彼此的承諾，忠于公司;（5）擁有共同的抱負(fù)、愿景和價值觀;（6）熱衷于追求整個組織的集體目標(biāo)和使命。非家族性社會資本中，非家族成員被要求評估上述與家族成員相同的6個問題。家族性社會資本與非家族性社會資本量表的Cronbach α 信度系數(shù)分別為0.831和0.745。

3.調(diào)節(jié)變量。家族所有權(quán)借鑒Mazzola等的研究[21]，以家族所擁有的所有者權(quán)益百分比衡量;家族管理借鑒Mazzola等的研究[21]，以公司經(jīng)理人中家族成員所占比率衡量;代際參與借鑒陳士慧等的研究[22]，通過“目前有多少代人參與家族企業(yè)的管理？”的連續(xù)變量衡量，分別為1、2、3以及3以上等四類。

4.控制變量。本研究選取了企業(yè)生命周期、所屬行業(yè)、企業(yè)年限、企業(yè)規(guī)模、財務(wù)績效以及企業(yè)家族成員數(shù)量和家族CEO等作為控制變量。家族企業(yè)一般在生命周期的早期階段表現(xiàn)出更高的創(chuàng)新性;所屬行業(yè)設(shè)置為虛擬變量，制造業(yè)企業(yè)為1，否則為0;企業(yè)年限以公司成立至今年數(shù)的自然對數(shù)衡量;財務(wù)績效通過資產(chǎn)收益率的自然對數(shù)衡量;企業(yè)規(guī)模以公司總?cè)藬?shù)自然對數(shù)衡量。企業(yè)年限、財務(wù)績效和企業(yè)規(guī)模設(shè)置t-1的滯后期。企業(yè)家族成員數(shù)量以在公司工作的家族成員數(shù)量自然對數(shù)衡量;家族CEO為虛擬變量，CEO為家族成員則為1，否則為0。

（三）同源偏差檢驗

Chin等指出處理無法直接觀測的潛在變量并且存在調(diào)節(jié)變量時，PLS-SEM優(yōu)于線性或者其他基于協(xié)方差的結(jié)構(gòu)方程模型。[23]故本研究采用SmartPLS3.2.8軟件下PLS-SEM結(jié)構(gòu)方程模型進(jìn)行假設(shè)檢驗，通過bootstrap方法進(jìn)行5000次重復(fù)取樣。首先，針對樣本數(shù)據(jù)首先進(jìn)行同源偏差檢驗，采用權(quán)威期刊主流檢驗方法。（1）進(jìn)行Harman 單因子分析，結(jié)果表明，在未旋轉(zhuǎn)時得到的第1 個主成分占總方差的24.376%，低于50%的閾值，初步表明同源偏差并不嚴(yán)重;（2）采用理論上不相關(guān)的構(gòu)念增加模型復(fù)雜性的方法檢驗同源偏差的影響，將初始模型、Harman 單因子模型和更加復(fù)雜的模型三者進(jìn)行對比，結(jié)果表明復(fù)雜程度高的模型（0.413）比Harman 單因子模型（0.244）的擬合指數(shù)更高，進(jìn)一步說明同源偏差并未造成顯著影響。（3）采用加入標(biāo)記變量的方法進(jìn)行同源偏差檢驗，通過標(biāo)記變量與概念模型中其他變量之間最低正相關(guān)度調(diào)整結(jié)構(gòu)相關(guān)性，如果任何潛變量與標(biāo)記變量之間的相關(guān)性大于0.30，則該研究存在同源偏差，結(jié)果顯示所有潛變量與標(biāo)記變量之間的相關(guān)性小于0.30閾值，表明調(diào)整后沒有任何顯著相關(guān)的變量關(guān)系發(fā)生變化。上述檢驗結(jié)果證實，同源偏差不會對研究結(jié)果造成影響。

三、實證分析與結(jié)果

（一）信度與效度檢驗

本研究采用SPSS23.0對問卷收集的數(shù)據(jù)進(jìn)行信度與效度的檢驗。從表1中可以看出，家族性社會資本、非家族性社會資本和企業(yè)創(chuàng)新的Cronbachα 的值為0.745～0.847，均大于0.60閾值;平均方差提取值（AVE）從0.754～0.860，均高于0.50閾值，說明以上量表信度良好。對家族性社會資本、非家族性社會資本和企業(yè)創(chuàng)新的量表進(jìn)行KMO 和Bartlett's 球形檢驗，其KMO 值為0.913，Bartlett's Test 球形檢驗顯著（sig.<0.05）其值為2697.336，滿足因子分析的可行性條件，說明可以進(jìn)行探索性分析。再對其進(jìn)行探索性因子分析。家族性社會資本、非家族性社會資本和企業(yè)創(chuàng)新的因子負(fù)荷量均大于0.5，并且交叉載荷量均小于0.5。每個題項均落在對應(yīng)的因子中，說明以上量表具有良好的效度。

（二）描述性統(tǒng)計與相關(guān)性分析

本研究中各變量的描述性統(tǒng)計分析和相關(guān)性分析結(jié)果如表2所示，其結(jié)果表明家族性社會資本和非家族性社會資本與企業(yè)創(chuàng)新呈現(xiàn)顯著的正相關(guān)關(guān)系。初步證實了本研究提出的假設(shè)。

采用乘積形式建構(gòu)的調(diào)節(jié)效應(yīng)模型可能存在多重共線性，本研究遵循Aiken等（1991）的方法，針對自變量和調(diào)節(jié)變量進(jìn)行均值中心化處理。并計算方差膨脹因子（VIF）衡量多重共線性。結(jié)果顯示VIF值處于1.913～4.509，均小于10的閾值，表明本研究結(jié)構(gòu)模型中多重共線性不顯著。

（三）假設(shè)檢驗

針對假設(shè)檢驗，本研究共設(shè)計了7個模型，模型1和模型2分別檢驗家族性社會資本和非家族性社會資本對企業(yè)創(chuàng)新的影響;模型3聚焦于家族性社會資本和非家族性社會資本對企業(yè)創(chuàng)新的聯(lián)合影響效應(yīng);模型4描述家族性社會資本和非家族性社會資本及其乘積項對企業(yè)創(chuàng)新的影響;模型5包括家族性社會資本和非家族性社會資本對企業(yè)創(chuàng)新的影響以及家族所有權(quán)的調(diào)節(jié)作用;模型6為家族性社會資本和非家族性社會資本對企業(yè)創(chuàng)新的影響以及家族管理的調(diào)節(jié)作用;模型7顯示了家族性社會資本和非家族性社會資本對企業(yè)創(chuàng)新的影響以及代際參與的調(diào)節(jié)作用。運用5000個bootstrap樣本，如果95%的置信區(qū)間不含零值，則影響效應(yīng)顯著。表3詳細(xì)列出了PLS結(jié)果，以及95%水平下偏差校正置信區(qū)間。

假設(shè)1a表明家族性社會資本與非家族性社會資本對企業(yè)創(chuàng)新存在積極的聯(lián)合影響效應(yīng)。如表3所示，家族性社會資本（模型1，β=0.405，p<0.010，[0.283，0.544]）和非家族性社會資本（模型2，β=0.432，p<0.010，[0.316，0.529]）對企業(yè)創(chuàng)新均存在顯著的正向影響效應(yīng)。將家族性社會資本和非家族性社會資本同時引入模型，發(fā)現(xiàn)正向影響效應(yīng)依然顯著（模型3，β家族性社會資本=0.285，p<0.010，[0.116，0.393];β非家族性社會資本=0.374，p<0.010，[0.188，0.427]）。家族性社會資本與非家族性社會資本的乘積項（模型4，β=0.166，p<0.100，[0.058，0.223]）對企業(yè)創(chuàng)新也存在顯著的正向影響作用，因此假設(shè)1a得到驗證。圖1還顯示當(dāng)家族性社會資本和非家族性社會資本都很高時，企業(yè)創(chuàng)新達(dá)到最大化。至于假設(shè)1b家族性社會資本與非家族性社會資本的聯(lián)合效應(yīng)是家族企業(yè)創(chuàng)新的決定因素，而非家族性社會資本或非家族性社會資本的單一影響。結(jié)果顯示家族性社會資本和非家族性社會資本的聯(lián)合效應(yīng)（模型4，R2=0.297）的R2高于家族性社會資本（模型1，R2=0.226）和非家族性社會資本（模型2，R2=0.257）的單一效應(yīng)。此外，本研究根據(jù)Chin（1998）的方法評估了F2以檢驗是否存在顯著的改進(jìn)水平，當(dāng)F2大于0.020時，認(rèn)為改進(jìn)具有顯著性。與模型1（家族性社會資本的單一效應(yīng)）相比，模型4中的F2為0.318;與模型2（非家族性社會資本的單一效應(yīng)）相比，模型4中的F2為0.234。因此，假設(shè)1b得到驗證。

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