家族控制特征對研發投入的影響

謝會麗（副教授），程敬業，章璐琳

一、引言

我國經濟進入“新常態”，創新驅動成為經濟持續增長的動力源，而研發投入是實現創新驅動的基礎。家族所有權在全球盛行[1，2]，家族企業成為全球數量最多、影響最廣的企業組織，使得其在世界經濟領域中具有不可替代的重要地位[3]。在我國，截至2015年12月31日，有49.24%的上市公司為家族控制，但較低的研發投入阻礙了家族企業的進一步發展。

家族企業的研發投入受到學者們的廣泛關注，但研究結論并不一致。一些學者認為，相較于非家族企業，家族企業能夠較好地協調所有者與管理者之間的利益[4]，家族企業對延伸型社會情感財富的追求使得企業的行為往往更具有長期導向，從而會加大研發投入[5-7]。另一些學者則認為，家族企業出于對社會情感財富的保護而顯示出風險規避傾向，從而減少研發投入[8，9]。大部分研究表明家族企業研發投入與非家族企業不同，而關于家族企業在研發投資決策方面的表現如何不同于非家族企業則鮮有探討。

有些研究關注家族企業不同的特征對研發投入的影響，發現處于代際傳承過程中的家族企業為了使傳承順利進行，同時延續家庭成員之間的社會情感財富，傾向于降低該階段的風險，減少風險較高的研發投入[10]。家族管理控制有利于家族企業研發投資戰略的制定與實施，促進了企業的研發投入。控制家族作為企業的終極控制人，往往通過金字塔持股或交互持股等方式來獲得超越其所有權的控制權[11]，此時會有強烈的動機追求自身效用最大化，侵害小股東的權益，引發控股股東與中小股東的代理沖突[12]，抑制企業的研發投入[6，13]。Anderson等[14]將家族企業區分為創始家族企業與非創始家族企業，創始家族對企業有較多的社會情感財富[15]，會影響企業的投資決策過程，特別是周期長、投入大、風險高、變現慢的研發投入決策。相對于非創始家族，創始家族對企業具有非常強的歸屬感和創業激情，會把企業的效益視為其自身財富的一部分。這使得創始家族企業變革意識更強，更不愿意安于現狀，并更積極地進行戰略調整[16]，更具風險承擔精神，更愿意進行研發投入[17]。因此，研究家族控制特征對研發投入的影響，對于提高家族企業研發投入，實現創新驅動具有較大的現實意義。

基于此，本文從創始家族控制、家族管理控制、家族兩權分離三個方面研究家族控制對研發投入的影響，試圖回答我國制度環境下的以下三個問題：創始家族控制對家族企業研發投入產生怎樣的影響？家族管理控制對家族企業研發投入產生怎樣的影響？家族兩權分離對家族企業研發投入產生怎樣的影響？運用我國家族上市公司2008～2015年期間的2464個觀測值進行實證檢驗的結果表明：創始家族對延伸型社會情感財富的追求，對創始家族控制的企業的研發投入產生了正向影響；家族管理控制有利于家族企業研發投資決策的制定和實施，促進了家族企業的研發投入；家族兩權分離引起的控制家族與中小股東的代理問題，抑制了家族企業的研發投入。

本文的貢獻在于：突破了以往文獻將家族企業作為整體進行研究，基于創始家族控制、家族管理控制及家族兩權分離三個維度細分研究了不同家族控制特征對企業研發投入的影響，提供了家族企業研發投入的經驗證據，有助于更好地理解家族企業的研發投資決策；基于家族企業約束型社會情感財富與延伸型社會情感財富演繹了創始家族控制企業不同于非創始家族控制企業的研發投入決策，并通過實證檢驗了與非創始家族控制的企業相比，創始家族控制的企業會進行較多的研發投入，拓展了家族研發投入決策機理的研究。

二、理論分析與研究假設

（一）創始家族控制與研發投入

社會情感財富（Socioemotional Wealth，SEW）是家族企業中由于控制地位而使家族獲得的有關情感價值的非經濟收益，包括通過企業的社會貢獻提高家庭的聲譽和社會地位，利用公司財務資源為家庭或孩子牟利，為家庭成員提供有趣的職業發展機會等。追求社會情感價值是家族企業的重要目標[18]，SEW的得失是家族企業進行重大戰略決策的重要依據[15]。然而，在不同的家族企業以及家族企業的不同發展階段其SEW不同，Miller等[19]將SEW區分為約束型SEW與延伸型SEW，約束型SEW以家庭為中心，通常導致家族與非家族所有者在長期利益上的沖突，引導家族重視對企業的控制，導致企業戰略保守和創新不足，最終損害企業績效，屬于短期SEW；延伸型SEW則關注家族企業的持續發展，具有長期導向，強調家族利益和利益相關者的關系，培養與合作伙伴的可持續關系以獲得發展機會，投資社區以維系家族和企業的聲譽，會進行常規的產品投資以及持續的創新性投資，以使家族、企業與利益相關者共同獲益。

在創始企業成立之初，創始家族成員在公司重要職位任職，是公司重大投資行為的決策者，基于家族關系網絡而相互信任的集體主義團體隨著企業的成長一起成長，其SEW更強。創業者更重視將家族企業延續至下一代，更多地表現為延伸型SEW，從而愿意進行有利于企業長期發展的創新投資。同時，基于創業激情和對企業的專有性投入，創始所有者會制定有利于企業長遠發展的投資策略[14]。相反，非創始家族保持對家族企業的控制是關鍵，從而傾向于追求約束型SEW。研發戰略的實施過程中引入的新的資金提供者會削弱家族對企業的戰略控制權，非家族技術專才的引入會削弱家族的管理控制[7]。由于研發投資的高風險和不確定性可能會帶來家族約束型SEW損失，非創始家族控制的企業會采取消極的研發投資策略。根據創始家族與非創始家族控制的不同角度，提出SEW與研發投入的關系假設：

假設1：相對于非創始家族控制，創始家族控制的企業研發投入更大。

（二）家族管理控制與研發投入

作為家族企業的最終控制者和最大的所有者，控制家族維持對公司的所有權，更關注企業的長期價值，會支持涉及企業長期發展和生存的、戰略性的研發投入。家族管理者，特別是創始人，熟悉公司經營環境，對公司戰略以及發展方向有更精準的把控，會制定有利于企業長遠發展的研發投資戰略。除卻對研發投資的重視與準確判斷，控制家族只有介入企業管理，才能發揮對企業戰略決策的影響力[20]，推動家族企業進行研發。同時，相較于職業經理人，家族管理者因研發投資失敗而被解雇的風險較低，會增進其進行研發投入的意愿[6]。由此提出假設：

假設2：家族管理控制會促進家族企業的研發投入。

（三）家族兩權分離與研發投入

Shleifer、Vishny[12]認為，當企業內部存在控制性股東時，內部控制性股東與外部少數股東之間的代理沖突成為公司治理的主要內容。最終控制人通過金字塔結構、參與管理等控制權增強方式，獲取超過現金流權的控制權，導致兩權分離。理論上，最終控制人擁有較大的所有權，監督管理者做出有利于股東價值最大化的決策。但是，超額控制權的存在使其控制的資本大于其投入的資本，決策行為產生外部性，因此最終控制人有動機通過使小股東承擔較多損失或獲取較少收益的方式攫取小股東的利益。同時，由于最終控制人掌控公司的實際運營與管理，為其利益攫取行為提供了可能。

控制家族作為家族企業的最終控制人，其擁有的超過現金流權的控制權會使控制家族的決策產生外部性，使其選擇對非控制性中小股東實施掏空的機會主義行為[21-23]。擁有實際控制權的管理層，不僅會通過高額薪酬和在職消費來實現自身利益最大化，通過投資行為損害股東的利益[24]，而且控制家族的侵占行為可能會導致戰略的停滯[25]，減少那些危及自身利益并需要新技能的創新活動，損害企業的長期利益。由此提出假設：

假設3：家族兩權分離會抑制家族企業的研發投入。

三、研究設計

（一）樣本選取與數據來源

1.樣本選取。2007年全面實施的《企業會計準則》提高了上市公司研發投入的信息披露水平，提高了上市公司研發投入相關數據的可獲得性，因此，本文以2008年12月31日已經存在的上市家族企業作為基本研究樣本。

學術界對家族企業不存在統一的定義[3]，但大部分定義關注控制權、表決權、實際經營權等。La Porta等[26]、Claessens等[1]、Faccio和Lang[2]、Maury[27]等將家族或個人擁有的上市公司的所有權達到臨界比例的企業界定為家族企業。然而，學者們就該臨界控制權的比例存在分歧。另外一些定義對家族在企業中的管理控制權作出規定，也考慮了管理涉入[14]。鑒于此，本文參照谷祺等[28]的研究，將家族上市公司定義為能夠被家族或個人實施實質性控制，實際控制人為自然人、家族的上市公司。

本文通過閱讀上市公司年度財務報告，通過“股東及股權變動”中的“實際控制人”信息、控制關系圖與前十大股東持股信息，確認其實際控制人。剔除不存在實際控制人的公司；剔除最終控制人為各級國有資產管理委員會、財政部等行政管理部門的國有企業；剔除最終控制人為集體的公司；剔除最終控制人為多個自然人，且自然人之間不存在親屬關系的公司（通過公司年度財務報表以及百度公開資料核實親屬關系，如果沒有發現各個最終控制人之間的親屬關系，列為該類）。最終得到截至2008年12月31日，共514家家族上市公司。

在此基礎上，對樣本進行如下篩選：①剔除控制權相關信息缺失的58家公司（包括控制人國籍為中國大陸以外的國家或地區的公司）；②剔除在2009～2015年發生控制權變更的113家公司；③剔除2008～2015年營業收入增長率等相關財務數據缺失的35家公司。最終以308家家族上市公司為研究樣本。

2.數據來源。研究中采用的創始控制、研發支出數據均為筆者從上市公司發布的年度報告等公開資料中手工整理所得。創始家族控制的數據通過查閱家族上市公司IPO至2015年的年報，獲取實際控制人名稱，并與鳳凰網公布的“股東明細”相互校驗，統計判斷在此期間實際控制人是否發生變化。若從IPO至統計年度12月31日實際控制人未曾發生變更（除家族企業繼承外），即為創始家族控制[29]，反之為非創始家族控制。

本文研發支出的收集整理遵循以下原則：①年度報告附注中披露“開發支出”項目的，以“開發支出”的本期增加額與年度報告附注“管理費用”項目中“研究支出”“研發支出”“開發支出”“研發費”等研究開發明細項目的合計數之和，扣減“開發支出”中本期計入當期損益的減少數之后的金額作為研發支出數據；②如果在年度報告附注中未披露“開發支出”，則僅以年度報告附注“管理費用”項目中“研究支出”“研發支出”“開發支出”“研發費”等研究開發明細項目的合計數作為企業的研發支出數據；③如果企業在以上項目中均沒有披露有關研發費用的金額，則研發支出為零。

另外，家族兩權分離相關數據由手工搜集的控制權數據與國泰安數據庫（CSMAR）所有權數據整理所得，家族管理控制數據及文中其余財務數據均來自于CSMAR。

（二）變量設定

1.被解釋變量：企業研發投入。本文參照蔡地[6]對研發投入的變量定義，采用研發投入強度（RDI）和研發投入傾向（RDD）兩個指標來衡量企業的研發投入。具體而言，選用上市公司的研發支出與銷售收入之比表示研發投入強度（RDI）。研發投入傾向（RDD）則為虛擬變量，若企業研發投入大于0，說明企業具有較高的研發投入傾向，賦值為1，若企業研發投入等于0，說明其研發投入傾向較低，賦值為0。

2.解釋變量。

（1）創始家族控制（FC）。本文采用虛擬變量衡量創始家族控制，如果上市公司從IPO上市到統計年度未曾發生控制權轉移認定為創始家族控制，取值為1；如果控制權發生過轉移（除家族繼承外），則取值為0。

（2）家族管理控制（MC）。本文采用虛擬變量衡量家族管理控制，當家族企業實際控制人擔任上市公司董事長或總經理時，認定家族擁有管理控制權，取值為1；如果家族企業實際控制人沒有擔任上市公司董事長或總經理時，認定家族不具有管理控制權，取值為0。

（3）家族兩權分離（CV）。相關文獻主要采用家族控制權與家族所有權之間的差別來計量，本文采用“（家族控制權-家族所有權）/家族所有權”這個相對指標衡量家族控制權與所有權的分離程度，數值越大家族兩權分離程度越高。

3.控制變量。Jensen[24]提出的自由現金流假說指出企業的自由現金流會影響投資行為，經營活動現金流是企業自由現金流的主要來源，因此，本文將經營活動現金流（Cash）作為控制變量。已有研究表明，市場化程度會影響企業的研發投入，市場化程度較高的地區知識產權保護更有效、支持創新的政策能有力地促進民營企業的研發投資[30]，因此將市場化程度（Market）作為控制變量。由于僅有2008～2014年的市場化指數[31]，且這期間各省份的指數處于平滑增長狀態，因此通過OLS模型估計了2015年的市場化指數。

此外，依據研發投入方面的相關文獻，本文還選定了一系列常用的影響研發投入的指標，包括股權制衡度（CPR）、兩職合一（Dual）、董事會規模（Board）、資產收益率（ROA）、資產負債率（LEV）、成長性（Growth）、家族控制年齡（Age）、公司規模（Size）。最后加入行業和年份虛擬變量進行控制。具體變量定義及計算方法見表1。

（三）模型設定

為檢驗創始家族控制、家族管理控制及家族兩權分離對公司研發投入的影響，構建以下多元回歸模型。Hausman檢驗結果為固定效應，但由于主要研究變量創始家族控制（FC）、家族管理控制（MC）為虛擬變量，在固定效應下被合并入常數項，無法得出研究結論，因此，本文選用混合效應模型：

表1 變量定義

四、實證分析

（一）描述性統計

表2列示了各變量的描述性統計結果。通過該結果可以發現，研發投入方面，研發投入強度（RDI）的平均值為0.0157，表明研發支出占銷售收入的1.57%，低于蔡地[6]2004～2012年A股上市家族公司4297個樣本觀測值的平均值2.2%，低于汪祥耀等[10]2012～2014年142家上市家族企業樣本的平均值3.405%；RDD的均值為0.5248，表明有超過52.48%的家族企業進行了研發投入，高于蔡地[6]對2004～2012年家族企業的統計值48.6%。家族控制特性方面，創始家族控制（FC）的平均值為0.5195，表明有51.95%的家族企業為創始家族控制；家族管理控制（MC）的平均值為0.6534，表明有65.34%的家族企業實際控制人擔任家族企業的CEO或總經理；家族兩權分離（CV）的平均值為0.7495，表明控制家族控制權平均超過家族收益權的74.95%，家族控制權與現金流權分離程度較高。

表2 描述性統計

（二）相關性分析

表3列示了模型中各主要變量的Pearson相關系數，創始家族控制（FC）與研發投入強度（RDI）的相關系數為0.2878（在1%的水平上顯著）、與研發投入傾向（RDD）的相關系數為0.2908（在1%的水平上顯著），表明在未控制其他變量的情況下，創始家族控制與研發投入存在正向關系，初步驗證了假設1。家族管理控制（MC）與研發投入強度（RDI）的相關系數為0.1526（在1%的水平上顯著）、與研發投入傾向（RDD）的相關系數為0.1126（在1%的水平上顯著），表明在未控制其他變量的情況下，家族管理控制與研發投入存在正向關系，初步驗證了假設2。家族兩權分離（CV）與研發投入強度（RDI）的相關系數為-0.0955（在1%的水平上顯著），表明在未控制其他變量的情況下，家族兩權分離與研發投入存在負向關系，初步驗證了假設3。兩職合一（Dual）、市場化程度（Market）、資產負債率（LEV）、成長性（Growth）、公司規模（Size）、經營活動現金流（Cash）、資產收益率（ROA）、家族控制年齡（Age）等控制變量與研發投入強度（RDI）或研發投入傾向（RDD）的相關系數均通過了顯著性檢驗。其他變量之間的相關系數較小，表明模型不存在明顯的多重共線性。

（三）單因素方差分析

利用基于均值差異的T檢驗分析創始家族控制、家族管理控制對家族企業研發投入強度（RDI）和研發投入傾向（RDD）的影響，具體檢驗結果見表4。首先，創始家族控制下RDI的均值為0.0227，較非創始控制下的均值0.0081高0.0146，且統計上具有顯著差異性，表明創始家族控制企業研發支出占銷售收入的比率為2.27%，是非創始家族控制下的0.81%的兩倍之多，表明創始家族控制的企業研發投入強度較大；其次，創始家族控制與非創始家族控制下研發投入傾向（RDD）的均值分別為0.6398和0.3488，表明63.98%的創始家族控制企業研發支出大于0，僅有34.88%（不到半數）的非創始家族控制的企業研發投入大于0，兩組間的均值差異為29.10%，說明創始家族控制企業的研發投入傾向更強，為本文的假設1提供了進一步的證據。家族管理控制組研發投入強度（RDI）與研發投入傾向（RDD）分別比非家族管理控制組的大0.0089和0.1183，表明家族管理控制的企業研發投入強度高于非家族管理控制的企業，家族管理控制的企業研發投入大于0的較非家族控制的企業多，即家族管理控制的企業研發投入傾向更強，為假設2提供了進一步的證據。

因為研發投入強度（RDI）各組間存在異方差，因此本文同時進行了Kwallis-Wallis檢驗，與單因素方差分析的結果一致。

（四）多元回歸檢驗結果與分析

模型的回歸結果如表5所示。表5中回歸模型RDI（1）～（4）中F值顯著不為零，回歸模型RDD（1）～（4）中LR值顯著不為零，表明模型有效。

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表4 單因素方差分析

模型RDI（1）和RDI（4）中，創始家族控制（FC）的系數分別為 0.3041（t值為 7.72）和0.2656（t值為6.47），表明相比非創始家族控制企業，創始家族控制企業有較高的研發投入強度。模型RDD（1）～（4）中，創始家族控制（FC）的系數分別為0.4667（Z值為6.82）和0.4264（Z值為5.93），表明相比非創始家族控制的企業，創始家族控制企業有較強的研發投入傾向。這意味著創始家族更加重視對研發的長期投入，創始家族的創業激情以及對家族企業的代際延續，促使其制定有利于企業長遠發展的投資戰略，正向激勵促進企業的研發投入，假設1得到驗證。

表5中的回歸模型RDI（2）和RDI（4）中家族管理控制（MC）的系數分別為0.1679（t值為4.41）和0.0678（t值為1.68），表明與非家族管理控制的企業相比，家族管理控制的企業有較大的研發投入強度。模型RDD（2）中家族管理控制（MC）的系數為0.2178（Z值為3.22），表明與非家族管理控制的企業相比，家族管理控制的企業有較強的研發投入傾向，假設2得到驗證。

表5中的回歸模型RDI（3）和RDI（4）中家族兩權分離（CV）與研發投入強度（RDI）均顯著負相關，系數分別為-0.0843（t值為-4.55）和-0.0558（t值為-2.92），表明家族控制權與現金流權兩權分離度越高，企業的研發投入強度越弱，家族兩權分離減弱了家族企業的研發投入強度。模型RDD（3）與RDD（4）中家族兩權分離（CV）與研發投入傾向（RDD）均顯著負相關，系數分別為-0.1073（Z值為-3.36）和-0.0669（Z值為-1.99），表明家族兩權分離降低了企業進行研發投入的傾向。綜上所述，家族兩權分離的情況下，控制家族掏空動機使企業戰略停滯，減少研發投入，假設3得到驗證。

表5 多元回歸結果

從表5各模型的控制變量結果來看，市場化程度（Market）的系數顯著為正，與廖開容、陳爽英[30]的研究結論一致，表明市場化程度越高，對知識產權的保護越完善，越會激勵企業進行更多的研發投資。資產負債率（LEV）與研發投入顯著負相關，是因為負債高的企業面臨較強的融資約束，會限制企業的投資活動，與 Choi等[32]的研究結論相符。企業經營活動現金流（Cash）與研發投入顯著正相關，符合自由現金流量假說。在模型RDI（1）～（4）中家族控制年齡（Age）與研發投入強度顯著負相關，說明在家族控制的早期，企業傾向于進行研發投入，通過創新追趕來提高自己的競爭力，而隨著控制年限的延長，家族企業的研發投入強度減弱。在模型RDD（1）～（4）中，公司規模（Size）與研發投入傾向顯著正相關，意味著規模大的企業研發投入大于0的概率高，這有利于獲得更多的競爭優勢。

（五）穩健性檢驗

為了提高研究結論的可靠性，本文進行了如下穩健性檢驗：

首先，考慮到以往研究對家族企業的界定存在差異，通?？刂茩啾壤豢醋魇桥袛嗉易迤髽I的標準，當家族或個人擁有的上市公司的控制權達到臨界控制權比例時，該上市公司即為家族企業。就控制權臨界值而言，目前文獻通用的比例為10%和20%[26]。本文改變家族企業的認定條件，當樣本公司同時滿足家族控制權大于10%或20%時才認定為家族企業，觀測值分別為2412和2102個，回歸分析結果中FC、MC的系數顯著為正，CV的系數顯著為負，與表5一致。

其次，考慮到家族控制年限對研發投入的影響，本文按照家族控制年限的長短對觀測值進行分組，以家族控制后同一控制年限的觀測值作為一組子樣本進行回歸分析，回歸結果中，FC的系數顯著為正，表明相對于非創始家族控制而言，創始家族控制企業具有較強的研發投入強度和研發投入傾向，與表5一致。

再次，考慮到研發支出年度觀測值為0的情況，可能是由于上市公司信息披露不全所致，這將會影響回歸結果，借鑒蔡地[6]僅以研發支出大于0的家族企業為研究對象（1267個觀測值），重新定義研發投入傾向變量（研發投入強度大于中位數的賦值為1，其他為0），分析創始家族控制對研發投入強度和研發投入傾向的影響，回歸結果中，FC、MC的系數顯著為正，CV的系數顯著為負，與表5一致。

最后，考慮到變量的計量對結果可靠性的影響，本文改變一些重要變量的計量方法，重新進行回歸分析。以研發支出與資產總額之比計量研發投入強度[33]，回歸分析結果穩定；以控制權與所有權之比衡量家族兩權分離度再次進行回歸，回歸結果基本保持穩定。上述穩健性檢驗結果表明本文的研究結論可靠。

五、結論與展望

家族控制長期以來被當作一個整體進行研究，但家族控制存在異質性。本文基于家族企業社會情感財富理論、代理理論分析了創始家族控制、家族管理控制、家族兩權分離三個家族控制特征對涉及家族企業長期發展的研發投入的影響機理，并以2008年已經存在的308家家族上市公司2008～2015年期間的2464個觀測值進行實證檢驗。研究結果表明，創始家族對延伸型SEW的追求，對創始家族控制的企業的研發投入起到了正向影響；家族管理控制有利于家族企業研發投資決策的制定和實施，促進了家族企業的研發投入；家族兩權分離引起的控制家族與中小股東的代理問題抑制了家族企業的研發投入。因此，為了強化家族企業研發投入，實現創新驅動，家族成員應更多地參與企業的經營管理，掌握管理控制權，同時降低控制權與現金流權分離程度，以降低代理成本。

本文提供了家族控制特征對研發投入影響的經驗證據，演繹了家族控制對研發投入的作用機理，從家族控制的特征角度更深入地了解了家族企業的研發投入決策，深化了對家族企業研發投入的研究。但本研究仍存在以下不足，有待進行后續的深入研究：①制度環境會影響控股股東的監督效應[27]與隧道效應[22]，可以從不同制度環境下，例如危機環境下、代際傳承過程中家族控制不同特征角度對企業研發投入的影響進行探討；②本文僅從創始家族控制、家族管理控制、家族兩權分離三個家族控制特征角度研究家族控制對企業研發投入的影響，而實際上這些特征仍然需要進行細分研究，比如大量的正在傳承或已經傳承結束的家族企業，一代創始家族與繼任創始家族控制之間的差異如何影響企業研發投入等。