謝會(huì)麗（副教授），程敬業(yè)，章璐琳

一、引言

我國(guó)經(jīng)濟(jì)進(jìn)入“新常態(tài)”，創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)成為經(jīng)濟(jì)持續(xù)增長(zhǎng)的動(dòng)力源，而研發(fā)投入是實(shí)現(xiàn)創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)的基礎(chǔ)。家族所有權(quán)在全球盛行[1，2]，家族企業(yè)成為全球數(shù)量最多、影響最廣的企業(yè)組織，使得其在世界經(jīng)濟(jì)領(lǐng)域中具有不可替代的重要地位[3]。在我國(guó)，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(fā)投入阻礙了家族企業(yè)的進(jìn)一步發(fā)展。

家族企業(yè)的研發(fā)投入受到學(xué)者們的廣泛關(guān)注，但研究結(jié)論并不一致。一些學(xué)者認(rèn)為，相較于非家族企業(yè)，家族企業(yè)能夠較好地協(xié)調(diào)所有者與管理者之間的利益[4]，家族企業(yè)對(duì)延伸型社會(huì)情感財(cái)富的追求使得企業(yè)的行為往往更具有長(zhǎng)期導(dǎo)向，從而會(huì)加大研發(fā)投入[5-7]。另一些學(xué)者則認(rèn)為，家族企業(yè)出于對(duì)社會(huì)情感財(cái)富的保護(hù)而顯示出風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避傾向，從而減少研發(fā)投入[8，9]。大部分研究表明家族企業(yè)研發(fā)投入與非家族企業(yè)不同，而關(guān)于家族企業(yè)在研發(fā)投資決策方面的表現(xiàn)如何不同于非家族企業(yè)則鮮有探討。

有些研究關(guān)注家族企業(yè)不同的特征對(duì)研發(fā)投入的影響，發(fā)現(xiàn)處于代際傳承過(guò)程中的家族企業(yè)為了使傳承順利進(jìn)行，同時(shí)延續(xù)家庭成員之間的社會(huì)情感財(cái)富，傾向于降低該階段的風(fēng)險(xiǎn)，減少風(fēng)險(xiǎn)較高的研發(fā)投入[10]。家族管理控制有利于家族企業(yè)研發(fā)投資戰(zhàn)略的制定與實(shí)施，促進(jìn)了企業(yè)的研發(fā)投入?？刂萍易遄鳛槠髽I(yè)的終極控制人，往往通過(guò)金字塔持股或交互持股等方式來(lái)獲得超越其所有權(quán)的控制權(quán)[11]，此時(shí)會(huì)有強(qiáng)烈的動(dòng)機(jī)追求自身效用最大化，侵害小股東的權(quán)益，引發(fā)控股股東與中小股東的代理沖突[12]，抑制企業(yè)的研發(fā)投入[6，13]。Anderson等[14]將家族企業(yè)區(qū)分為創(chuàng)始家族企業(yè)與非創(chuàng)始家族企業(yè)，創(chuàng)始家族對(duì)企業(yè)有較多的社會(huì)情感財(cái)富[15]，會(huì)影響企業(yè)的投資決策過(guò)程，特別是周期長(zhǎng)、投入大、風(fēng)險(xiǎn)高、變現(xiàn)慢的研發(fā)投入決策。相對(duì)于非創(chuàng)始家族，創(chuàng)始家族對(duì)企業(yè)具有非常強(qiáng)的歸屬感和創(chuàng)業(yè)激情，會(huì)把企業(yè)的效益視為其自身財(cái)富的一部分。這使得創(chuàng)始家族企業(yè)變革意識(shí)更強(qiáng)，更不愿意安于現(xiàn)狀，并更積極地進(jìn)行戰(zhàn)略調(diào)整[16]，更具風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)精神，更愿意進(jìn)行研發(fā)投入[17]。因此，研究家族控制特征對(duì)研發(fā)投入的影響，對(duì)于提高家族企業(yè)研發(fā)投入，實(shí)現(xiàn)創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)具有較大的現(xiàn)實(shí)意義。

基于此，本文從創(chuàng)始家族控制、家族管理控制、家族兩權(quán)分離三個(gè)方面研究家族控制對(duì)研發(fā)投入的影響，試圖回答我國(guó)制度環(huán)境下的以下三個(gè)問(wèn)題：創(chuàng)始家族控制對(duì)家族企業(yè)研發(fā)投入產(chǎn)生怎樣的影響？家族管理控制對(duì)家族企業(yè)研發(fā)投入產(chǎn)生怎樣的影響？家族兩權(quán)分離對(duì)家族企業(yè)研發(fā)投入產(chǎn)生怎樣的影響？運(yùn)用我國(guó)家族上市公司2008～2015年期間的2464個(gè)觀測(cè)值進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)的結(jié)果表明：創(chuàng)始家族對(duì)延伸型社會(huì)情感財(cái)富的追求，對(duì)創(chuàng)始家族控制的企業(yè)的研發(fā)投入產(chǎn)生了正向影響；家族管理控制有利于家族企業(yè)研發(fā)投資決策的制定和實(shí)施，促進(jìn)了家族企業(yè)的研發(fā)投入；家族兩權(quán)分離引起的控制家族與中小股東的代理問(wèn)題，抑制了家族企業(yè)的研發(fā)投入。

本文的貢獻(xiàn)在于：突破了以往文獻(xiàn)將家族企業(yè)作為整體進(jìn)行研究，基于創(chuàng)始家族控制、家族管理控制及家族兩權(quán)分離三個(gè)維度細(xì)分研究了不同家族控制特征對(duì)企業(yè)研發(fā)投入的影響，提供了家族企業(yè)研發(fā)投入的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)，有助于更好地理解家族企業(yè)的研發(fā)投資決策；基于家族企業(yè)約束型社會(huì)情感財(cái)富與延伸型社會(huì)情感財(cái)富演繹了創(chuàng)始家族控制企業(yè)不同于非創(chuàng)始家族控制企業(yè)的研發(fā)投入決策，并通過(guò)實(shí)證檢驗(yàn)了與非創(chuàng)始家族控制的企業(yè)相比，創(chuàng)始家族控制的企業(yè)會(huì)進(jìn)行較多的研發(fā)投入，拓展了家族研發(fā)投入決策機(jī)理的研究。

二、理論分析與研究假設(shè)

（一）創(chuàng)始家族控制與研發(fā)投入

社會(huì)情感財(cái)富（Socioemotional Wealth，SEW）是家族企業(yè)中由于控制地位而使家族獲得的有關(guān)情感價(jià)值的非經(jīng)濟(jì)收益，包括通過(guò)企業(yè)的社會(huì)貢獻(xiàn)提高家庭的聲譽(yù)和社會(huì)地位，利用公司財(cái)務(wù)資源為家庭或孩子牟利，為家庭成員提供有趣的職業(yè)發(fā)展機(jī)會(huì)等。追求社會(huì)情感價(jià)值是家族企業(yè)的重要目標(biāo)[18]，SEW的得失是家族企業(yè)進(jìn)行重大戰(zhàn)略決策的重要依據(jù)[15]。然而，在不同的家族企業(yè)以及家族企業(yè)的不同發(fā)展階段其SEW不同，Miller等[19]將SEW區(qū)分為約束型SEW與延伸型SEW，約束型SEW以家庭為中心，通常導(dǎo)致家族與非家族所有者在長(zhǎng)期利益上的沖突，引導(dǎo)家族重視對(duì)企業(yè)的控制，導(dǎo)致企業(yè)戰(zhàn)略保守和創(chuàng)新不足，最終損害企業(yè)績(jī)效，屬于短期SEW；延伸型SEW則關(guān)注家族企業(yè)的持續(xù)發(fā)展，具有長(zhǎng)期導(dǎo)向，強(qiáng)調(diào)家族利益和利益相關(guān)者的關(guān)系，培養(yǎng)與合作伙伴的可持續(xù)關(guān)系以獲得發(fā)展機(jī)會(huì)，投資社區(qū)以維系家族和企業(yè)的聲譽(yù)，會(huì)進(jìn)行常規(guī)的產(chǎn)品投資以及持續(xù)的創(chuàng)新性投資，以使家族、企業(yè)與利益相關(guān)者共同獲益。

在創(chuàng)始企業(yè)成立之初，創(chuàng)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(guān)系網(wǎng)絡(luò)而相互信任的集體主義團(tuán)體隨著企業(yè)的成長(zhǎng)一起成長(zhǎng)，其SEW更強(qiáng)。創(chuàng)業(yè)者更重視將家族企業(yè)延續(xù)至下一代，更多地表現(xiàn)為延伸型SEW，從而愿意進(jìn)行有利于企業(yè)長(zhǎng)期發(fā)展的創(chuàng)新投資。同時(shí)，基于創(chuàng)業(yè)激情和對(duì)企業(yè)的專有性投入，創(chuàng)始所有者會(huì)制定有利于企業(yè)長(zhǎng)遠(yuǎn)發(fā)展的投資策略[14]。相反，非創(chuàng)始家族保持對(duì)家族企業(yè)的控制是關(guān)鍵，從而傾向于追求約束型SEW。研發(fā)戰(zhàn)略的實(shí)施過(guò)程中引入的新的資金提供者會(huì)削弱家族對(duì)企業(yè)的戰(zhàn)略控制權(quán)，非家族技術(shù)專才的引入會(huì)削弱家族的管理控制[7]。由于研發(fā)投資的高風(fēng)險(xiǎn)和不確定性可能會(huì)帶來(lái)家族約束型SEW損失，非創(chuàng)始家族控制的企業(yè)會(huì)采取消極的研發(fā)投資策略。根據(jù)創(chuàng)始家族與非創(chuàng)始家族控制的不同角度，提出SEW與研發(fā)投入的關(guān)系假設(shè)：

假設(shè)1：相對(duì)于非創(chuàng)始家族控制，創(chuàng)始家族控制的企業(yè)研發(fā)投入更大。

（二）家族管理控制與研發(fā)投入

作為家族企業(yè)的最終控制者和最大的所有者，控制家族維持對(duì)公司的所有權(quán)，更關(guān)注企業(yè)的長(zhǎng)期價(jià)值，會(huì)支持涉及企業(yè)長(zhǎng)期發(fā)展和生存的、戰(zhàn)略性的研發(fā)投入。家族管理者，特別是創(chuàng)始人，熟悉公司經(jīng)營(yíng)環(huán)境，對(duì)公司戰(zhàn)略以及發(fā)展方向有更精準(zhǔn)的把控，會(huì)制定有利于企業(yè)長(zhǎng)遠(yuǎn)發(fā)展的研發(fā)投資戰(zhàn)略。除卻對(duì)研發(fā)投資的重視與準(zhǔn)確判斷，控制家族只有介入企業(yè)管理，才能發(fā)揮對(duì)企業(yè)戰(zhàn)略決策的影響力[20]，推動(dòng)家族企業(yè)進(jìn)行研發(fā)。同時(shí)，相較于職業(yè)經(jīng)理人，家族管理者因研發(fā)投資失敗而被解雇的風(fēng)險(xiǎn)較低，會(huì)增進(jìn)其進(jìn)行研發(fā)投入的意愿[6]。由此提出假設(shè)：

假設(shè)2：家族管理控制會(huì)促進(jìn)家族企業(yè)的研發(fā)投入。

（三）家族兩權(quán)分離與研發(fā)投入

Shleifer、Vishny[12]認(rèn)為，當(dāng)企業(yè)內(nèi)部存在控制性股東時(shí)，內(nèi)部控制性股東與外部少數(shù)股東之間的代理沖突成為公司治理的主要內(nèi)容。最終控制人通過(guò)金字塔結(jié)構(gòu)、參與管理等控制權(quán)增強(qiáng)方式，獲取超過(guò)現(xiàn)金流權(quán)的控制權(quán)，導(dǎo)致兩權(quán)分離。理論上，最終控制人擁有較大的所有權(quán)，監(jiān)督管理者做出有利于股東價(jià)值最大化的決策。但是，超額控制權(quán)的存在使其控制的資本大于其投入的資本，決策行為產(chǎn)生外部性，因此最終控制人有動(dòng)機(jī)通過(guò)使小股東承擔(dān)較多損失或獲取較少收益的方式攫取小股東的利益。同時(shí)，由于最終控制人掌控公司的實(shí)際運(yùn)營(yíng)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(yè)的最終控制人，其擁有的超過(guò)現(xiàn)金流權(quán)的控制權(quán)會(huì)使控制家族的決策產(chǎn)生外部性，使其選擇對(duì)非控制性中小股東實(shí)施掏空的機(jī)會(huì)主義行為[21-23]。擁有實(shí)際控制權(quán)的管理層，不僅會(huì)通過(guò)高額薪酬和在職消費(fèi)來(lái)實(shí)現(xiàn)自身利益最大化，通過(guò)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(huì)導(dǎo)致戰(zhàn)略的停滯[25]，減少那些危及自身利益并需要新技能的創(chuàng)新活動(dòng)，損害企業(yè)的長(zhǎng)期利益。由此提出假設(shè)：

假設(shè)3：家族兩權(quán)分離會(huì)抑制家族企業(yè)的研發(fā)投入。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）樣本選取與數(shù)據(jù)來(lái)源

1.樣本選取。2007年全面實(shí)施的《企業(yè)會(huì)計(jì)準(zhǔn)則》提高了上市公司研發(fā)投入的信息披露水平，提高了上市公司研發(fā)投入相關(guān)數(shù)據(jù)的可獲得性，因此，本文以2008年12月31日已經(jīng)存在的上市家族企業(yè)作為基本研究樣本。

學(xué)術(shù)界對(duì)家族企業(yè)不存在統(tǒng)一的定義[3]，但大部分定義關(guān)注控制權(quán)、表決權(quán)、實(shí)際經(jīng)營(yíng)權(quán)等。La Porta等[26]、Claessens等[1]、Faccio和Lang[2]、Maury[27]等將家族或個(gè)人擁有的上市公司的所有權(quán)達(dá)到臨界比例的企業(yè)界定為家族企業(yè)。然而，學(xué)者們就該臨界控制權(quán)的比例存在分歧。另外一些定義對(duì)家族在企業(yè)中的管理控制權(quán)作出規(guī)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(gè)人實(shí)施實(shí)質(zhì)性控制，實(shí)際控制人為自然人、家族的上市公司。

本文通過(guò)閱讀上市公司年度財(cái)務(wù)報(bào)告，通過(guò)“股東及股權(quán)變動(dòng)”中的“實(shí)際控制人”信息、控制關(guān)系圖與前十大股東持股信息，確認(rèn)其實(shí)際控制人。剔除不存在實(shí)際控制人的公司；剔除最終控制人為各級(jí)國(guó)有資產(chǎn)管理委員會(huì)、財(cái)政部等行政管理部門的國(guó)有企業(yè)；剔除最終控制人為集體的公司；剔除最終控制人為多個(gè)自然人，且自然人之間不存在親屬關(guān)系的公司（通過(guò)公司年度財(cái)務(wù)報(bào)表以及百度公開資料核實(shí)親屬關(guān)系，如果沒(méi)有發(fā)現(xiàn)各個(gè)最終控制人之間的親屬關(guān)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(chǔ)上，對(duì)樣本進(jìn)行如下篩選：①剔除控制權(quán)相關(guān)信息缺失的58家公司（包括控制人國(guó)籍為中國(guó)大陸以外的國(guó)家或地區(qū)的公司）；②剔除在2009～2015年發(fā)生控制權(quán)變更的113家公司；③剔除2008～2015年?duì)I業(yè)收入增長(zhǎng)率等相關(guān)財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)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(shù)據(jù)來(lái)源。研究中采用的創(chuàng)始控制、研發(fā)支出數(shù)據(jù)均為筆者從上市公司發(fā)布的年度報(bào)告等公開資料中手工整理所得。創(chuàng)始家族控制的數(shù)據(jù)通過(guò)查閱家族上市公司IPO至2015年的年報(bào)，獲取實(shí)際控制人名稱，并與鳳凰網(wǎng)公布的“股東明細(xì)”相互校驗(yàn)，統(tǒng)計(jì)判斷在此期間實(shí)際控制人是否發(fā)生變化。若從IPO至統(tǒng)計(jì)年度12月31日實(shí)際控制人未曾發(fā)生變更（除家族企業(yè)繼承外），即為創(chuàng)始家族控制[29]，反之為非創(chuàng)始家族控制。

本文研發(fā)支出的收集整理遵循以下原則：①年度報(bào)告附注中披露“開發(fā)支出”項(xiàng)目的，以“開發(fā)支出”的本期增加額與年度報(bào)告附注“管理費(fèi)用”項(xiàng)目中“研究支出”“研發(fā)支出”“開發(fā)支出”“研發(fā)費(fèi)”等研究開發(fā)明細(xì)項(xiàng)目的合計(jì)數(shù)之和，扣減“開發(fā)支出”中本期計(jì)入當(dāng)期損益的減少數(shù)之后的金額作為研發(fā)支出數(shù)據(jù)；②如果在年度報(bào)告附注中未披露“開發(fā)支出”，則僅以年度報(bào)告附注“管理費(fèi)用”項(xiàng)目中“研究支出”“研發(fā)支出”“開發(fā)支出”“研發(fā)費(fèi)”等研究開發(fā)明細(xì)項(xiàng)目的合計(jì)數(shù)作為企業(yè)的研發(fā)支出數(shù)據(jù)；③如果企業(yè)在以上項(xiàng)目中均沒(méi)有披露有關(guān)研發(fā)費(fèi)用的金額，則研發(fā)支出為零。

另外，家族兩權(quán)分離相關(guān)數(shù)據(jù)由手工搜集的控制權(quán)數(shù)據(jù)與國(guó)泰安數(shù)據(jù)庫(kù)（CSMAR）所有權(quán)數(shù)據(jù)整理所得，家族管理控制數(shù)據(jù)及文中其余財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)均來(lái)自于CSMAR。

（二）變量設(shè)定

1.被解釋變量：企業(yè)研發(fā)投入。本文參照蔡地[6]對(duì)研發(fā)投入的變量定義，采用研發(fā)投入強(qiáng)度（RDI）和研發(fā)投入傾向（RDD）兩個(gè)指標(biāo)來(lái)衡量企業(yè)的研發(fā)投入。具體而言，選用上市公司的研發(fā)支出與銷售收入之比表示研發(fā)投入強(qiáng)度（RDI）。研發(fā)投入傾向（RDD）則為虛擬變量，若企業(yè)研發(fā)投入大于0，說(shuō)明企業(yè)具有較高的研發(fā)投入傾向，賦值為1，若企業(yè)研發(fā)投入等于0，說(shuō)明其研發(fā)投入傾向較低，賦值為0。

2.解釋變量。

（1）創(chuàng)始家族控制（FC）。本文采用虛擬變量衡量創(chuàng)始家族控制，如果上市公司從IPO上市到統(tǒng)計(jì)年度未曾發(fā)生控制權(quán)轉(zhuǎn)移認(rèn)定為創(chuàng)始家族控制，取值為1；如果控制權(quán)發(fā)生過(guò)轉(zhuǎn)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(dāng)家族企業(yè)實(shí)際控制人擔(dān)任上市公司董事長(zhǎng)或總經(jīng)理時(shí)，認(rèn)定家族擁有管理控制權(quán)，取值為1；如果家族企業(yè)實(shí)際控制人沒(méi)有擔(dān)任上市公司董事長(zhǎng)或總經(jīng)理時(shí)，認(rèn)定家族不具有管理控制權(quán)，取值為0。

（3）家族兩權(quán)分離（CV）。相關(guān)文獻(xiàn)主要采用家族控制權(quán)與家族所有權(quán)之間的差別來(lái)計(jì)量，本文采用“（家族控制權(quán)-家族所有權(quán)）/家族所有權(quán)”這個(gè)相對(duì)指標(biāo)衡量家族控制權(quán)與所有權(quán)的分離程度，數(shù)值越大家族兩權(quán)分離程度越高。

3.控制變量。Jensen[24]提出的自由現(xiàn)金流假說(shuō)指出企業(yè)的自由現(xiàn)金流會(huì)影響投資行為，經(jīng)營(yíng)活動(dòng)現(xiàn)金流是企業(yè)自由現(xiàn)金流的主要來(lái)源，因此，本文將經(jīng)營(yíng)活動(dòng)現(xiàn)金流（Cash）作為控制變量。已有研究表明，市場(chǎng)化程度會(huì)影響企業(yè)的研發(fā)投入，市場(chǎng)化程度較高的地區(qū)知識(shí)產(chǎn)權(quán)保護(hù)更有效、支持創(chuàng)新的政策能有力地促進(jìn)民營(yíng)企業(yè)的研發(fā)投資[30]，因此將市場(chǎng)化程度（Market）作為控制變量。由于僅有2008～2014年的市場(chǎng)化指數(shù)[31]，且這期間各省份的指數(shù)處于平滑增長(zhǎng)狀態(tài)，因此通過(guò)OLS模型估計(jì)了2015年的市場(chǎng)化指數(shù)。

此外，依據(jù)研發(fā)投入方面的相關(guān)文獻(xiàn)，本文還選定了一系列常用的影響研發(fā)投入的指標(biāo)，包括股權(quán)制衡度（CPR）、兩職合一（Dual）、董事會(huì)規(guī)模（Board）、資產(chǎn)收益率（ROA）、資產(chǎn)負(fù)債率（LEV）、成長(zhǎng)性（Growth）、家族控制年齡（Age）、公司規(guī)模（Size）。最后加入行業(yè)和年份虛擬變量進(jìn)行控制。具體變量定義及計(jì)算方法見表1。

（三）模型設(shè)定

為檢驗(yàn)創(chuàng)始家族控制、家族管理控制及家族兩權(quán)分離對(duì)公司研發(fā)投入的影響，構(gòu)建以下多元回歸模型。Hausman檢驗(yàn)結(jié)果為固定效應(yīng)，但由于主要研究變量創(chuàng)始家族控制（FC）、家族管理控制（MC）為虛擬變量，在固定效應(yīng)下被合并入常數(shù)項(xiàng)，無(wú)法得出研究結(jié)論，因此，本文選用混合效應(yīng)模型：

表1 變量定義

四、實(shí)證分析

（一）描述性統(tǒng)計(jì)

表2列示了各變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。通過(guò)該結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，研發(fā)投入方面，研發(fā)投入強(qiáng)度（RDI）的平均值為0.0157，表明研發(fā)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(gè)樣本觀測(cè)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(yè)樣本的平均值3.405%；RDD的均值為0.5248，表明有超過(guò)52.48%的家族企業(yè)進(jìn)行了研發(fā)投入，高于蔡地[6]對(duì)2004～2012年家族企業(yè)的統(tǒng)計(jì)值48.6%。家族控制特性方面，創(chuàng)始家族控制（FC）的平均值為0.5195，表明有51.95%的家族企業(yè)為創(chuàng)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(yè)實(shí)際控制人擔(dān)任家族企業(yè)的CEO或總經(jīng)理；家族兩權(quán)分離（CV）的平均值為0.7495，表明控制家族控制權(quán)平均超過(guò)家族收益權(quán)的74.95%，家族控制權(quán)與現(xiàn)金流權(quán)分離程度較高。

表2 描述性統(tǒng)計(jì)

（二）相關(guān)性分析

表3列示了模型中各主要變量的Pearson相關(guān)系數(shù)，創(chuàng)始家族控制（FC）與研發(fā)投入強(qiáng)度（RDI）的相關(guān)系數(shù)為0.2878（在1%的水平上顯著）、與研發(fā)投入傾向（RDD）的相關(guān)系數(shù)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(chuàng)始家族控制與研發(fā)投入存在正向關(guān)系，初步驗(yàn)證了假設(shè)1。家族管理控制（MC）與研發(fā)投入強(qiáng)度（RDI）的相關(guān)系數(shù)為0.1526（在1%的水平上顯著）、與研發(fā)投入傾向（RDD）的相關(guān)系數(shù)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(fā)投入存在正向關(guān)系，初步驗(yàn)證了假設(shè)2。家族兩權(quán)分離（CV）與研發(fā)投入強(qiáng)度（RDI）的相關(guān)系數(shù)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(quán)分離與研發(fā)投入存在負(fù)向關(guān)系，初步驗(yàn)證了假設(shè)3。兩職合一（Dual）、市場(chǎng)化程度（Market）、資產(chǎn)負(fù)債率（LEV）、成長(zhǎng)性（Growth）、公司規(guī)模（Size）、經(jīng)營(yíng)活動(dòng)現(xiàn)金流（Cash）、資產(chǎn)收益率（ROA）、家族控制年齡（Age）等控制變量與研發(fā)投入強(qiáng)度（RDI）或研發(fā)投入傾向（RDD）的相關(guān)系數(shù)均通過(guò)了顯著性檢驗(yàn)。其他變量之間的相關(guān)系數(shù)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(yàn)分析創(chuàng)始家族控制、家族管理控制對(duì)家族企業(yè)研發(fā)投入強(qiáng)度（RDI）和研發(fā)投入傾向（RDD）的影響，具體檢驗(yàn)結(jié)果見表4。首先，創(chuàng)始家族控制下RDI的均值為0.0227，較非創(chuàng)始控制下的均值0.0081高0.0146，且統(tǒng)計(jì)上具有顯著差異性，表明創(chuàng)始家族控制企業(yè)研發(fā)支出占銷售收入的比率為2.27%，是非創(chuàng)始家族控制下的0.81%的兩倍之多，表明創(chuàng)始家族控制的企業(yè)研發(fā)投入強(qiáng)度較大；其次，創(chuàng)始家族控制與非創(chuàng)始家族控制下研發(fā)投入傾向（RDD）的均值分別為0.6398和0.3488，表明63.98%的創(chuàng)始家族控制企業(yè)研發(fā)支出大于0，僅有34.88%（不到半數(shù)）的非創(chuàng)始家族控制的企業(yè)研發(fā)投入大于0，兩組間的均值差異為29.10%，說(shuō)明創(chuàng)始家族控制企業(yè)的研發(fā)投入傾向更強(qiáng)，為本文的假設(shè)1提供了進(jìn)一步的證據(jù)。家族管理控制組研發(fā)投入強(qiáng)度（RDI）與研發(fā)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(yè)研發(fā)投入強(qiáng)度高于非家族管理控制的企業(yè)，家族管理控制的企業(yè)研發(fā)投入大于0的較非家族控制的企業(yè)多，即家族管理控制的企業(yè)研發(fā)投入傾向更強(qiáng)，為假設(shè)2提供了進(jìn)一步的證據(jù)。

因?yàn)檠邪l(fā)投入強(qiáng)度（RDI）各組間存在異方差，因此本文同時(shí)進(jìn)行了Kwallis-Wallis檢驗(yàn)，與單因素方差分析的結(jié)果一致。

（四）多元回歸檢驗(yàn)結(jié)果與分析

模型的回歸結(jié)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(chuàng)始家族控制（FC）的系數(shù)分別為 0.3041（t值為 7.72）和0.2656（t值為6.47），表明相比非創(chuàng)始家族控制企業(yè)，創(chuàng)始家族控制企業(yè)有較高的研發(fā)投入強(qiáng)度。模型RDD（1）～（4）中，創(chuàng)始家族控制（FC）的系數(shù)分別為0.4667（Z值為6.82）和0.4264（Z值為5.93），表明相比非創(chuàng)始家族控制的企業(yè)，創(chuàng)始家族控制企業(yè)有較強(qiáng)的研發(fā)投入傾向。這意味著創(chuàng)始家族更加重視對(duì)研發(fā)的長(zhǎng)期投入，創(chuàng)始家族的創(chuàng)業(yè)激情以及對(duì)家族企業(yè)的代際延續(xù)，促使其制定有利于企業(yè)長(zhǎng)遠(yuǎn)發(fā)展的投資戰(zhàn)略，正向激勵(lì)促進(jìn)企業(yè)的研發(fā)投入，假設(shè)1得到驗(yàn)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(shù)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(yè)相比，家族管理控制的企業(yè)有較大的研發(fā)投入強(qiáng)度。模型RDD（2）中家族管理控制（MC）的系數(shù)為0.2178（Z值為3.22），表明與非家族管理控制的企業(yè)相比，家族管理控制的企業(yè)有較強(qiáng)的研發(fā)投入傾向，假設(shè)2得到驗(yàn)證。

表5中的回歸模型RDI（3）和RDI（4）中家族兩權(quán)分離（CV）與研發(fā)投入強(qiáng)度（RDI）均顯著負(fù)相關(guān)，系數(shù)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(quán)與現(xiàn)金流權(quán)兩權(quán)分離度越高，企業(yè)的研發(fā)投入強(qiáng)度越弱，家族兩權(quán)分離減弱了家族企業(yè)的研發(fā)投入強(qiáng)度。模型RDD（3）與RDD（4）中家族兩權(quán)分離（CV）與研發(fā)投入傾向（RDD）均顯著負(fù)相關(guān)，系數(shù)分別為-0.1073（Z值為-3.36）和-0.0669（Z值為-1.99），表明家族兩權(quán)分離降低了企業(yè)進(jìn)行研發(fā)投入的傾向。綜上所述，家族兩權(quán)分離的情況下，控制家族掏空動(dòng)機(jī)使企業(yè)戰(zhàn)略停滯，減少研發(fā)投入，假設(shè)3得到驗(yàn)證。

表5 多元回歸結(jié)果

從表5各模型的控制變量結(jié)果來(lái)看，市場(chǎng)化程度（Market）的系數(shù)顯著為正，與廖開容、陳爽英[30]的研究結(jié)論一致，表明市場(chǎng)化程度越高，對(duì)知識(shí)產(chǎn)權(quán)的保護(hù)越完善，越會(huì)激勵(lì)企業(yè)進(jìn)行更多的研發(fā)投資。資產(chǎn)負(fù)債率（LEV）與研發(fā)投入顯著負(fù)相關(guān)，是因?yàn)樨?fù)債高的企業(yè)面臨較強(qiáng)的融資約束，會(huì)限制企業(yè)的投資活動(dòng)，與 Choi等[32]的研究結(jié)論相符。企業(yè)經(jīng)營(yíng)活動(dòng)現(xiàn)金流（Cash）與研發(fā)投入顯著正相關(guān)，符合自由現(xiàn)金流量假說(shuō)。在模型RDI（1）～（4）中家族控制年齡（Age）與研發(fā)投入強(qiáng)度顯著負(fù)相關(guān)，說(shuō)明在家族控制的早期，企業(yè)傾向于進(jìn)行研發(fā)投入，通過(guò)創(chuàng)新追趕來(lái)提高自己的競(jìng)爭(zhēng)力，而隨著控制年限的延長(zhǎng)，家族企業(yè)的研發(fā)投入強(qiáng)度減弱。在模型RDD（1）～（4）中，公司規(guī)模（Size）與研發(fā)投入傾向顯著正相關(guān)，意味著規(guī)模大的企業(yè)研發(fā)投入大于0的概率高，這有利于獲得更多的競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)。

（五）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了提高研究結(jié)論的可靠性，本文進(jìn)行了如下穩(wěn)健性檢驗(yàn)：

首先，考慮到以往研究對(duì)家族企業(yè)的界定存在差異，通?？刂茩?quán)比例被看作是判斷家族企業(yè)的標(biāo)準(zhǔn)，當(dāng)家族或個(gè)人擁有的上市公司的控制權(quán)達(dá)到臨界控制權(quán)比例時(shí)，該上市公司即為家族企業(yè)。就控制權(quán)臨界值而言，目前文獻(xiàn)通用的比例為10%和20%[26]。本文改變家族企業(yè)的認(rèn)定條件，當(dāng)樣本公司同時(shí)滿足家族控制權(quán)大于10%或20%時(shí)才認(rèn)定為家族企業(yè)，觀測(cè)值分別為2412和2102個(gè)，回歸分析結(jié)果中FC、MC的系數(shù)顯著為正，CV的系數(shù)顯著為負(fù)，與表5一致。

其次，考慮到家族控制年限對(duì)研發(fā)投入的影響，本文按照家族控制年限的長(zhǎng)短對(duì)觀測(cè)值進(jìn)行分組，以家族控制后同一控制年限的觀測(cè)值作為一組子樣本進(jìn)行回歸分析，回歸結(jié)果中，F(xiàn)C的系數(shù)顯著為正，表明相對(duì)于非創(chuàng)始家族控制而言，創(chuàng)始家族控制企業(yè)具有較強(qiáng)的研發(fā)投入強(qiáng)度和研發(fā)投入傾向，與表5一致。

再次，考慮到研發(fā)支出年度觀測(cè)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(huì)影響回歸結(jié)果，借鑒蔡地[6]僅以研發(fā)支出大于0的家族企業(yè)為研究對(duì)象（1267個(gè)觀測(cè)值），重新定義研發(fā)投入傾向變量（研發(fā)投入強(qiáng)度大于中位數(shù)的賦值為1，其他為0），分析創(chuàng)始家族控制對(duì)研發(fā)投入強(qiáng)度和研發(fā)投入傾向的影響，回歸結(jié)果中，F(xiàn)C、MC的系數(shù)顯著為正，CV的系數(shù)顯著為負(fù)，與表5一致。

最后，考慮到變量的計(jì)量對(duì)結(jié)果可靠性的影響，本文改變一些重要變量的計(jì)量方法，重新進(jìn)行回歸分析。以研發(fā)支出與資產(chǎn)總額之比計(jì)量研發(fā)投入強(qiáng)度[33]，回歸分析結(jié)果穩(wěn)定；以控制權(quán)與所有權(quán)之比衡量家族兩權(quán)分離度再次進(jìn)行回歸，回歸結(jié)果基本保持穩(wěn)定。上述穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果表明本文的研究結(jié)論可靠。

五、結(jié)論與展望

家族控制長(zhǎng)期以來(lái)被當(dāng)作一個(gè)整體進(jìn)行研究，但家族控制存在異質(zhì)性。本文基于家族企業(yè)社會(huì)情感財(cái)富理論、代理理論分析了創(chuàng)始家族控制、家族管理控制、家族兩權(quán)分離三個(gè)家族控制特征對(duì)涉及家族企業(yè)長(zhǎng)期發(fā)展的研發(fā)投入的影響機(jī)理，并以2008年已經(jīng)存在的308家家族上市公司2008～2015年期間的2464個(gè)觀測(cè)值進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。研究結(jié)果表明，創(chuàng)始家族對(duì)延伸型SEW的追求，對(duì)創(chuàng)始家族控制的企業(yè)的研發(fā)投入起到了正向影響；家族管理控制有利于家族企業(yè)研發(fā)投資決策的制定和實(shí)施，促進(jìn)了家族企業(yè)的研發(fā)投入；家族兩權(quán)分離引起的控制家族與中小股東的代理問(wèn)題抑制了家族企業(yè)的研發(fā)投入。因此，為了強(qiáng)化家族企業(yè)研發(fā)投入，實(shí)現(xiàn)創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)，家族成員應(yīng)更多地參與企業(yè)的經(jīng)營(yíng)管理，掌握管理控制權(quán)，同時(shí)降低控制權(quán)與現(xiàn)金流權(quán)分離程度，以降低代理成本。

本文提供了家族控制特征對(duì)研發(fā)投入影響的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)，演繹了家族控制對(duì)研發(fā)投入的作用機(jī)理，從家族控制的特征角度更深入地了解了家族企業(yè)的研發(fā)投入決策，深化了對(duì)家族企業(yè)研發(fā)投入的研究。但本研究仍存在以下不足，有待進(jìn)行后續(xù)的深入研究：①制度環(huán)境會(huì)影響控股股東的監(jiān)督效應(yīng)[27]與隧道效應(yīng)[22]，可以從不同制度環(huán)境下，例如危機(jī)環(huán)境下、代際傳承過(guò)程中家族控制不同特征角度對(duì)企業(yè)研發(fā)投入的影響進(jìn)行探討；②本文僅從創(chuàng)始家族控制、家族管理控制、家族兩權(quán)分離三個(gè)家族控制特征角度研究家族控制對(duì)企業(yè)研發(fā)投入的影響，而實(shí)際上這些特征仍然需要進(jìn)行細(xì)分研究，比如大量的正在傳承或已經(jīng)傳承結(jié)束的家族企業(yè)，一代創(chuàng)始家族與繼任創(chuàng)始家族控制之間的差異如何影響企業(yè)研發(fā)投入等。