代 文， 張思宇

(湖北工業(yè)大學(xué)經(jīng)濟與管理學(xué)院， 湖北 武漢 430068)

《Tharawat》雜志調(diào)查發(fā)現(xiàn)，截至2017年，我國家族企業(yè)的占比已增至66%，貢獻的GDP高達(dá)65%以上。但根據(jù)2016年中歐-上海信托發(fā)布的《中國上市家族企業(yè)創(chuàng)新報告》可知，在家族企業(yè)創(chuàng)新投入與非家族企業(yè)持平的情況下，創(chuàng)新產(chǎn)出卻遠(yuǎn)低于非家族企業(yè)。

申宇等(2017)表示企業(yè)創(chuàng)新是一種耗時長、投資大、風(fēng)險高的投資行為[1]，與一般的投資行為相比，有兩個重要因素會對其產(chǎn)生重大影響。一是大股東掏空效應(yīng)。李增泉等(2004)利用我國上市公司關(guān)聯(lián)交易數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，從所有權(quán)結(jié)構(gòu)的角度入手，探討了影響資金占用行為的重要因素[2]。葉勇等(2017)將我國家族上市公司控股股東的掏空行為作為切入點，從媒體的視角研究了媒體監(jiān)督、經(jīng)理人特征與掏空之間的關(guān)系，認(rèn)為當(dāng)經(jīng)理人為職業(yè)經(jīng)理人時媒體監(jiān)督對掏空的影響較大[3]。二是經(jīng)理人與股東之間的代理問題。姜付秀等(2017)從第二類代理問題的視角探究了聘用非家族成員擔(dān)任董事長對投資決策的影響，發(fā)現(xiàn)家族成員隱居幕后會加劇代理問題，抑制公司創(chuàng)新[4]。鐘宇翔等(2017)研究發(fā)現(xiàn)，經(jīng)理人私人成本的增加及“職業(yè)憂慮”誘發(fā)的短視行為，將削弱企業(yè)的創(chuàng)新意愿進而抑制創(chuàng)新[5]。Miglioria S等(2020)則從家族管理的角度探討了家族成員管理是如何影響企業(yè)創(chuàng)新投入傾向的[6]。基于企業(yè)創(chuàng)新影響因素的理論分析，本文認(rèn)為，家族管理涉入作為家族企業(yè)掏空行為對企業(yè)創(chuàng)新調(diào)節(jié)的一種手段，可通過影響企業(yè)的代理問題，最終對企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)生影響。

1 理論分析與研究假設(shè)

1.1 掏空行為與企業(yè)創(chuàng)新

Johnson 等(2000)認(rèn)為，掏空是指控股股東為了自身利益將公司的資產(chǎn)和利潤轉(zhuǎn)移出去。據(jù)《財經(jīng)》雜志報道，上市公司中控股股東通過關(guān)聯(lián)交易、資金占用等方式進行的掏空行為尤為嚴(yán)重?，F(xiàn)代的家族企業(yè)以家族成員參與管理，造成了嚴(yán)重的代理問題。公司大股東及其代理人控制董事會和公司的經(jīng)營管理，導(dǎo)致公司治理結(jié)構(gòu)嚴(yán)重失衡，因缺少監(jiān)督導(dǎo)致?lián)p害中小股東利益的現(xiàn)象時有發(fā)生。家族企業(yè)的控股股東傾向于選擇資金占用的掏空方式侵占公司利益。馬曙光等(2005)認(rèn)為資金占用是直接減少了公司的經(jīng)營現(xiàn)金流[7]，而控股股東掏空行為一旦占用企業(yè)經(jīng)營現(xiàn)金流，將可能影響到企業(yè)用于投資活動的資金配置，降低企業(yè)對投資機會的敏感性，最終錯過投資機會。因此，控股股東實施的掏空行為會對上市公司的資本投資形成擠占效應(yīng)，抑制正常的資本投資規(guī)模，令企業(yè)難以捕捉潛在的投資機會?；诖?，本文提出

假設(shè)1：掏空行為會抑制企業(yè)創(chuàng)新。

1.2 掏空行為與企業(yè)創(chuàng)新：基于家族管理涉入的調(diào)節(jié)

研究者普遍認(rèn)為家族涉入企業(yè)是家族企業(yè)獨一無二的特征，且家族所涉入的方面包括所有權(quán)和管理等[8]。家族管理涉入一般是家族成員通過擔(dān)任董事長或總經(jīng)理參與企業(yè)經(jīng)營管理的一種手段，這能夠使家族所有者了解研發(fā)過程中的各個環(huán)節(jié)，緩解經(jīng)營者與代理者之間的信息不對稱。因此家族管理涉入是家族涉入企業(yè)經(jīng)營管理的關(guān)鍵所在，體現(xiàn)了家族在管理及經(jīng)營企業(yè)中的職責(zé)以及家族參與企業(yè)戰(zhàn)略決策執(zhí)行過程的特征。

本文從兩個方面分析家族管理涉入對掏空行為與企業(yè)創(chuàng)新的調(diào)節(jié)效應(yīng)。

1)基于外部監(jiān)督因素。黃海杰等(2018)認(rèn)為聲譽是一項能夠為企業(yè)家?guī)硎找娴臒o形資產(chǎn)[9]。當(dāng)家族成員參與企業(yè)管理時，不管是社會地位還是社會聲譽都會提高，同時其掏空行為也更易被投資者、債權(quán)人、監(jiān)管機構(gòu)等發(fā)覺。因此家族成員為了避免被外部監(jiān)督者發(fā)現(xiàn)其私利行為，進而減少其掏空行為。掏空行為的減少有利于企業(yè)創(chuàng)新；

2)基于家族成員情感因素。朱沆等(2016)指出當(dāng)家族成員參與公司經(jīng)營管理時，社會情感財富是為了家族企業(yè)能夠長盛不衰，家族成員無怨無悔、不求回報的非財務(wù)精神[10]。為了維護家族的利益，家族成員會更強調(diào)家族企業(yè)的傳承，更關(guān)注企業(yè)的長期發(fā)展，因此會減少掏空行為而進行長期性、高投入、高風(fēng)險的研發(fā)活動，這有利于企業(yè)的創(chuàng)新實踐活動?；诖耍岢?/p>

假設(shè)2：家族管理涉入會減弱掏空行為對企業(yè)創(chuàng)新的抑制作用。

2 研究設(shè)計

2.1 樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

借鑒許靜靜等(2011)有關(guān)家族企業(yè)的定義[11]。定義標(biāo)準(zhǔn)如下：1)最終控制人能夠追溯到自然人或家族；2)該自然人或家族對上市公司具有實質(zhì)控制權(quán)；3)最終控制人直接或間接是上市公司第一大股東。根據(jù)以上標(biāo)準(zhǔn)，本文以2015-2019年所有的A股中國家族上市公司作為初始樣本，剔除：當(dāng)年ST公司、金融保險業(yè)公司、主要數(shù)據(jù)缺失的樣本，最終獲得8100個有效觀測值。為了消除極端值的干擾，對連續(xù)變量都在1%和99%分位水平下進行了縮尾處理(表1)。

表1 變量說明

2.2 研究模型

為了檢驗家族企業(yè)掏空行為與企業(yè)創(chuàng)新之間的相互關(guān)系，借鑒姜付秀等(2017)[4]、白俊紅等(2011)[12]以及許永斌等(2020)[8]成果，構(gòu)建以下基本檢驗?zāi)Ｐ停?/p>

RD-inti,t=α+β1OCCUi,t+β2Sizei,t+β3ROAi,t+
β4Agei,t+β5CDi,t+β6TOP1i,t+β7DARi,t+
β8CRi,t+∑Industry+∑Year+ε

(1)

LNPATi,t=α+β1OCCUi,t+β2Sizei,t+β3ROAi,t+
β4Agei,t+β5CDi,t+β6TOP1i,t+β7DARi,t+
β8CRi,t+∑Industry+∑Year+ε

(2)

為了檢驗家族管理涉入對家族企業(yè)掏空行為對企業(yè)創(chuàng)新效應(yīng)的影響，在模型(1)、(2)基礎(chǔ)上加入交互性，構(gòu)建以下實證模型：

RD-inti,t=α+β1OCCUi,t+β2FIMi,t+β3OCCUi,t×FIMi,t+
β4Sizei,t+β5ROAi,t+β6Agei,t+β7CDi,t+β8TOP1i,t+
β9DARi,t+β10CRi,t+∑Industry+∑Year+ε

(3)

LNPATi,t=α+β1OCCUi,t+β2FIMi,t+
β3OCCUi,t×FIMi,t+β4Sizei,t+
β5ROAi,t+β6Agei,t+β7CDi,t+β8TOP1i,t+
β9DARi,t+β10CRi,t+∑Industry+∑Year+ε

(4)

3 實證分析

3.1 描述性統(tǒng)計

由表2可知，變量RD-int最大值為25.370，最小值為0.070，方差為2.522，表明家族企業(yè)對創(chuàng)新投入總體存在較大差異，各企業(yè)投入水平相差懸殊。OCCU最小值為0，最大值為0.108，均值為0.013，反映了公司資金占用存在明顯的差異。FIM的均值為0.874，表明中國家族上市公司由終極控制自然人擔(dān)任董事長或總經(jīng)理的現(xiàn)象非常普遍。

表2 主要變量的描述性統(tǒng)計

3.2 相關(guān)性分析

在做多元回歸分析之前，本文運用Stata統(tǒng)計軟件對變量之間的相關(guān)性進行初步分析，并得到如表3所示的變量的Pearson相關(guān)系數(shù)矩陣。表3顯示：變量RD-int與OCCU之間的相關(guān)系數(shù)為-0.008，變量LNPAT與OCCU之間的相關(guān)系數(shù)為-0.049，且顯著負(fù)相關(guān)。初步表明，資金占用與研發(fā)投入強度負(fù)相關(guān)，但這種負(fù)相關(guān)并不顯著，或許是因為二者之間的關(guān)系尚受到其他控制變量影響，因此，本文尚需要將二者置于加入控制變量之后的模型做進一步的回歸分析；變量RD-int與FIM之間的系數(shù)為0.063且在1%的顯著性水平上顯著，這表明家族管理涉入與企業(yè)創(chuàng)新投入水平顯著正相關(guān)。

表3 主要變量的Pearson相關(guān)系數(shù)

3.3 回歸結(jié)果分析

在對變量之間的相關(guān)性進行了分析之后，本文運用Stata統(tǒng)計軟件相應(yīng)做了多元回歸分析，并得到如表4所示的多元回歸結(jié)果。

表4 掏空行為、家族管理涉入與企業(yè)創(chuàng)新的回歸結(jié)果

為了檢驗控股股東試圖“掏空”對企業(yè)創(chuàng)新會產(chǎn)生如何的影響，本文借鑒馬曙光等(2005)[7]等的方法，將資金占用為正的樣本定義為“掏空”樣本，并基于此樣本對模型(1)(2)進行回歸分析。在控制家族管理涉入的情況下，OCCU與企業(yè)創(chuàng)新投入、企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出為負(fù)，且自5%的水平上顯著，表明家族企業(yè)控股股東“掏空”程度越高，企業(yè)創(chuàng)新投入與創(chuàng)新產(chǎn)出越小。該結(jié)果符合本文假設(shè)1的理論預(yù)期。

為了檢驗家族管理涉入對資金占用與企業(yè)創(chuàng)新的調(diào)節(jié)效應(yīng)，在模型(1)的基礎(chǔ)上加入交互項，得到新的模型(3)與模型(4)。從表4模型(3)中可以看出，交互項回歸系數(shù)為11.346，通過了5%水平的顯著性檢驗。由于引入的交互項通過了顯著性檢驗，而且引入的家族管理涉入也通過了顯著性檢驗，這說明家族管理涉入在資金占用影響創(chuàng)新投入水平的過程中起到了正向調(diào)節(jié)作用。

表5 樣本回歸結(jié)果

4 穩(wěn)健性檢驗

4.1 改變創(chuàng)新投入度量方法

為了使結(jié)果更加穩(wěn)健，本文采用替換變量對模型(1)(3)進行穩(wěn)健性檢驗。對被解釋變量的主變量創(chuàng)新投入采用RD=研發(fā)投入與總資產(chǎn)的比值作為替換變量，排除了企業(yè)規(guī)模大小的影響。在模型(1)(3)的基礎(chǔ)上將RD-int替換為RD，回歸結(jié)果如表5所示。在替換變量后，資金占用對創(chuàng)新投入的影響更加顯著，家族管理涉入的影響在1%的水平下顯著，且具有顯著的調(diào)節(jié)作用，結(jié)果與前文一致。

4.2 改變資金占用度量方法

為使結(jié)果更加穩(wěn)健，本文還替換了解釋變量進行穩(wěn)健性檢驗，用替換變量“OCCU-1=(其他應(yīng)收款-其他應(yīng)付款)/總資產(chǎn)”來重新衡量資金占用程度。在模型(1)中，將OCCU替換為OCCU-1，在模型(3)中將OCCU替換為OCCU-1，OCCU×FIM替換為OCCU-1×FIM，回歸結(jié)果如表5所示。在模型(1)中，資金占用依舊與創(chuàng)新投入顯著負(fù)相關(guān)，模型(3)中，在加入家族管理涉入的情況下，這種負(fù)向調(diào)節(jié)依舊顯著，即在家族管理涉入的情況下會抑制資金占用對創(chuàng)新投入的影響。結(jié)果與前文一致，因此研究結(jié)論具有穩(wěn)健性。

5 結(jié)論

本文以2015-2019年A股上市家族企業(yè)作為研究樣本，發(fā)現(xiàn)當(dāng)家族企業(yè)控股股東存在掏空行為時，企業(yè)創(chuàng)新水平就會降低。檢驗表明，家族企業(yè)的董事長或總經(jīng)理由家族成員擔(dān)任，則削弱了上市公司的掏空行為對創(chuàng)新投入強度的負(fù)向影響。