謝會麗（副教授），程敬業(yè)，章璐琳

一、引言

我國經(jīng)濟進入“新常態(tài)”，創(chuàng)新驅(qū)動成為經(jīng)濟持續(xù)增長的動力源，而研發(fā)投入是實現(xiàn)創(chuàng)新驅(qū)動的基礎。家族所有權在全球盛行[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(fā)投入阻礙了家族企業(yè)的進一步發(fā)展。

家族企業(yè)的研發(fā)投入受到學者們的廣泛關注，但研究結(jié)論并不一致。一些學者認為，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)對延伸型社會情感財富的追求使得企業(yè)的行為往往更具有長期導向，從而會加大研發(fā)投入[5-7]。另一些學者則認為，家族企業(yè)出于對社會情感財富的保護而顯示出風險規(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。

有些研究關注家族企業(yè)不同的特征對研發(fā)投入的影響，發(fā)現(xiàn)處于代際傳承過程中的家族企業(yè)為了使傳承順利進行，同時延續(xù)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(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)略的制定與實施，促進了企業(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(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)始家族對企業(yè)有較多的社會情感財富[15]，會影響企業(yè)的投資決策過程，特別是周期長、投入大、風險高、變現(xiàn)慢的研發(fā)投入決策。相對于非創(chuàng)始家族，創(chuàng)始家族對企業(yè)具有非常強的歸屬感和創(chuàng)業(yè)激情，會把企業(yè)的效益視為其自身財富的一部分。這使得創(chuàng)始家族企業(yè)變革意識更強，更不愿意安于現(xiàn)狀，并更積極地進行戰(zhàn)略調(diào)整[16]，更具風險承擔精神，更愿意進行研發(fā)投入[17]。因此，研究家族控制特征對研發(fā)投入的影響，對于提高家族企業(yè)研發(fā)投入，實現(xiàn)創(chuàng)新驅(qū)動具有較大的現(xiàn)實意義。

基于此，本文從創(chuàng)始家族控制、家族管理控制、家族兩權分離三個方面研究家族控制對研發(fā)投入的影響，試圖回答我國制度環(huán)境下的以下三個問題：創(chuàng)始家族控制對家族企業(yè)研發(fā)投入產(chǎn)生怎樣的影響？家族管理控制對家族企業(yè)研發(fā)投入產(chǎn)生怎樣的影響？家族兩權分離對家族企業(yè)研發(fā)投入產(chǎn)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(jié)果表明：創(chuàng)始家族對延伸型社會情感財富的追求，對創(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施，促進了家族企業(yè)的研發(fā)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(yè)的研發(fā)投入。

本文的貢獻在于：突破了以往文獻將家族企業(yè)作為整體進行研究，基于創(chuàng)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(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)約束型社會情感財富與延伸型社會情感財富演繹了創(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，并通過實證檢驗了與非創(chuàng)始家族控制的企業(yè)相比，創(chuàng)始家族控制的企業(yè)會進行較多的研發(fā)投入，拓展了家族研發(fā)投入決策機理的研究。

二、理論分析與研究假設

（一）創(chuàng)始家族控制與研發(fā)投入

社會情感財富（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情感價值的非經(jīng)濟收益，包括通過企業(yè)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(yè)發(fā)展機會等。追求社會情感價值是家族企業(yè)的重要目標[18]，SEW的得失是家族企業(yè)進行重大戰(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(yè)的控制，導致企業(yè)戰(zhàn)略保守和創(chuàng)新不足，最終損害企業(yè)績效，屬于短期SEW；延伸型SEW則關注家族企業(yè)的持續(xù)發(fā)展，具有長期導向，強調(diào)家族利益和利益相關者的關系，培養(yǎng)與合作伙伴的可持續(xù)關系以獲得發(fā)展機會，投資社區(qū)以維系家族和企業(yè)的聲譽，會進行常規(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，基于家族關系網(wǎng)絡而相互信任的集體主義團體隨著企業(yè)的成長一起成長，其SEW更強。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，從而愿意進行有利于企業(yè)長期發(fā)展的創(chuàng)新投資。同時，基于創(chuàng)業(yè)激情和對企業(yè)的專有性投入，創(chuàng)始所有者會制定有利于企業(yè)長遠發(fā)展的投資策略[14]。相反，非創(chuàng)始家族保持對家族企業(yè)的控制是關鍵，從而傾向于追求約束型SEW。研發(fā)戰(zhàn)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(yè)的戰(zhàn)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(fā)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(chuàng)始家族控制的企業(yè)會采取消極的研發(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)投入的關系假設：

假設1：相對于非創(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，控制家族維持對公司的所有權，更關注企業(yè)的長期價值，會支持涉及企業(yè)長期發(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)營環(huán)境，對公司戰(zhàn)略以及發(fā)展方向有更精準的把控，會制定有利于企業(yè)長遠發(fā)展的研發(fā)投資戰(zhàn)略。除卻對研發(fā)投資的重視與準確判斷，控制家族只有介入企業(yè)管理，才能發(fā)揮對企業(yè)戰(zhàn)略決策的影響力[20]，推動家族企業(yè)進行研發(fā)。同時，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險較低，會增進其進行研發(fā)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(yè)的研發(fā)投入。

（三）家族兩權分離與研發(fā)投入

Shleifer、Vishny[12]認為，當企業(yè)內(nèi)部存在控制性股東時，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。最終控制人通過金字塔結(jié)構(gòu)、參與管理等控制權增強方式，獲取超過現(xiàn)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(jiān)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(chǎn)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(yè)的最終控制人，其擁有的超過現(xiàn)金流權的控制權會使控制家族的決策產(chǎn)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(xiàn)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(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，損害企業(yè)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(yè)的研發(fā)投入。

三、研究設計

（一）樣本選取與數(shù)據(jù)來源

1.樣本選取。2007年全面實施的《企業(yè)會計準則》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。

學術界對家族企業(yè)不存在統(tǒng)一的定義[3]，但大部分定義關注控制權、表決權、實際經(jīng)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(yè)界定為家族企業(yè)。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(yè)中的管理控制權作出規(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人實施實質(zhì)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(chǎn)管理委員會、財政部等行政管理部門的國有企業(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(fā)現(xiàn)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(qū)的公司）；②剔除在2009～2015年發(fā)生控制權變更的113家公司；③剔除2008～2015年營業(yè)收入增長率等相關財務數(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(wǎng)公布的“股東明細”相互校驗，統(tǒng)計判斷在此期間實際控制人是否發(fā)生變化。若從IPO至統(tǒng)計年度12月31日實際控制人未曾發(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年度報告附注中披露“開發(fā)支出”項目的，以“開發(fā)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(fā)支出”“開發(fā)支出”“研發(fā)費”等研究開發(fā)明細項目的合計數(shù)之和，扣減“開發(fā)支出”中本期計入當期損益的減少數(shù)之后的金額作為研發(fā)支出數(shù)據(jù)；②如果在年度報告附注中未披露“開發(fā)支出”，則僅以年度報告附注“管理費用”項目中“研究支出”“研發(fā)支出”“開發(fā)支出”“研發(fā)費”等研究開發(fā)明細項目的合計數(shù)作為企業(yè)的研發(fā)支出數(shù)據(jù)；③如果企業(yè)在以上項目中均沒有披露有關研發(fā)費用的金額，則研發(fā)支出為零。

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

（二）變量設定

1.被解釋變量：企業(yè)研發(fā)投入。本文參照蔡地[6]對研發(fā)投入的變量定義，采用研發(fā)投入強度（RDI）和研發(fā)投入傾向（RDD）兩個指標來衡量企業(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)計年度未曾發(fā)生控制權轉(zhuǎn)移認定為創(chuàng)始家族控制，取值為1；如果控制權發(fā)生過轉(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，當家族企業(yè)實際控制人擔任上市公司董事長或總經(jīng)理時，認定家族擁有管理控制權，取值為1；如果家族企業(yè)實際控制人沒有擔任上市公司董事長或總經(jīng)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(shù)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(xiàn)金流假說指出企業(yè)的自由現(xiàn)金流會影響投資行為，經(jīng)營活動現(xiàn)金流是企業(yè)自由現(xiàn)金流的主要來源，因此，本文將經(jīng)營活動現(xiàn)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(yè)的研發(fā)投入，市場化程度較高的地區(qū)知識產(chǎn)權保護更有效、支持創(chuàng)新的政策能有力地促進民營企業(yè)的研發(fā)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(shù)[31]，且這期間各省份的指數(shù)處于平滑增長狀態(tài)，因此通過OLS模型估計了2015年的市場化指數(shù)。

此外，依據(jù)研發(fā)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(fā)投入的指標，包括股權制衡度（CPR）、兩職合一（Dual）、董事會規(guī)模（Board）、資產(chǎn)收益率（ROA）、資產(chǎn)負債率（LEV）、成長性（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(chuàng)始家族控制、家族管理控制及家族兩權分離對公司研發(fā)投入的影響，構(gòu)建以下多元回歸模型。Hausman檢驗結(jié)果為固定效應，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，在固定效應下被合并入常數(shù)項，無法得出研究結(jié)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(tǒng)計

表2列示了各變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果。通過該結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，研發(fā)投入方面，研發(fā)投入強度（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(yè)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(yè)進行了研發(fā)投入，高于蔡地[6]對2004～2012年家族企業(yè)的統(tǒng)計值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)實際控制人擔任家族企業(yè)的CEO或總經(jīng)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(xiàn)金流權分離程度較高。

表2 描述性統(tǒng)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(shù)，創(chuàng)始家族控制（FC）與研發(fā)投入強度（RDI）的相關系數(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)投入存在正向關系，初步驗證了假設1。家族管理控制（MC）與研發(fā)投入強度（RDI）的相關系數(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)投入存在正向關系，初步驗證了假設2。家族兩權分離（CV）與研發(fā)投入強度（RDI）的相關系數(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，家族兩權分離與研發(fā)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(chǎn)負債率（LEV）、成長性（Growth）、公司規(guī)模（Size）、經(jīng)營活動現(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)投入強度（RDI）或研發(fā)投入傾向（RDD）的相關系數(shù)均通過了顯著性檢驗。其他變量之間的相關系數(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檢驗分析創(chuàng)始家族控制、家族管理控制對家族企業(yè)研發(fā)投入強度（RDI）和研發(fā)投入傾向（RDD）的影響，具體檢驗結(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%，說明創(chuàng)始家族控制企業(yè)的研發(fā)投入傾向更強，為本文的假設1提供了進一步的證據(jù)。家族管理控制組研發(fā)投入強度（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，為假設2提供了進一步的證據(jù)。

因為研發(fā)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(jié)果一致。

（四）多元回歸檢驗結(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)有較強的研發(fā)投入傾向。這意味著創(chuàng)始家族更加重視對研發(fā)的長期投入，創(chuàng)始家族的創(chuàng)業(yè)激情以及對家族企業(yè)的代際延續(xù)，促使其制定有利于企業(yè)長遠發(fā)展的投資戰(zhàn)略，正向激勵促進企業(yè)的研發(fā)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(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)有較強的研發(fā)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(fā)投入強度（RDI）均顯著負相關，系數(shù)分別為-0.0843（t值為-4.55）和-0.0558（t值為-2.92），表明家族控制權與現(xiàn)金流權兩權分離度越高，企業(yè)的研發(fā)投入強度越弱，家族兩權分離減弱了家族企業(yè)的研發(fā)投入強度。模型RDD（3）與RDD（4）中家族兩權分離（CV）與研發(fā)投入傾向（RDD）均顯著負相關，系數(shù)分別為-0.1073（Z值為-3.36）和-0.0669（Z值為-1.99），表明家族兩權分離降低了企業(yè)進行研發(fā)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(yè)戰(zhàn)略停滯，減少研發(fā)投入，假設3得到驗證。

表5 多元回歸結(jié)果

從表5各模型的控制變量結(jié)果來看，市場化程度（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，表明市場化程度越高，對知識產(chǎn)權的保護越完善，越會激勵企業(yè)進行更多的研發(fā)投資。資產(chǎn)負債率（LEV）與研發(fā)投入顯著負相關，是因為負債高的企業(yè)面臨較強的融資約束，會限制企業(yè)的投資活動，與 Choi等[32]的研究結(jié)論相符。企業(yè)經(jīng)營活動現(xiàn)金流（Cash）與研發(fā)投入顯著正相關，符合自由現(xiàn)金流量假說。在模型RDI（1）～（4）中家族控制年齡（Age）與研發(fā)投入強度顯著負相關，說明在家族控制的早期，企業(yè)傾向于進行研發(fā)投入，通過創(chuàng)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(yè)的研發(fā)投入強度減弱。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，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爭優(yōu)勢。

（五）穩(wěn)健性檢驗

為了提高研究結(jié)論的可靠性，本文進行了如下穩(wěn)健性檢驗：

首先，考慮到以往研究對家族企業(yè)的界定存在差異，通常控制權比例被看作是判斷家族企業(yè)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(yè)。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(yè)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(yè)，觀測值分別為2412和2102個，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，與表5一致。

其次，考慮到家族控制年限對研發(fā)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(jié)果中，F(xiàn)C的系數(shù)顯著為正，表明相對于非創(chuàng)始家族控制而言，創(chuàng)始家族控制企業(yè)具有較強的研發(fā)投入強度和研發(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(jié)果，借鑒蔡地[6]僅以研發(fā)支出大于0的家族企業(yè)為研究對象（1267個觀測值），重新定義研發(fā)投入傾向變量（研發(fā)投入強度大于中位數(shù)的賦值為1，其他為0），分析創(chuàng)始家族控制對研發(fā)投入強度和研發(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，與表5一致。

最后，考慮到變量的計量對結(jié)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(fā)支出與資產(chǎn)總額之比計量研發(fā)投入強度[33]，回歸分析結(jié)果穩(wěn)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(jié)果基本保持穩(wěn)定。上述穩(wěn)健性檢驗結(jié)果表明本文的研究結(jié)論可靠。

五、結(jié)論與展望

家族控制長期以來被當作一個整體進行研究，但家族控制存在異質(zhì)性。本文基于家族企業(yè)社會情感財富理論、代理理論分析了創(chuàng)始家族控制、家族管理控制、家族兩權分離三個家族控制特征對涉及家族企業(yè)長期發(fā)展的研發(fā)投入的影響機理，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個觀測值進行實證檢驗。研究結(jié)果表明，創(chuàng)始家族對延伸型SEW的追求，對創(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施，促進了家族企業(yè)的研發(fā)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(yè)的研發(fā)投入。因此，為了強化家族企業(yè)研發(fā)投入，實現(xiàn)創(chuàng)新驅(qū)動，家族成員應更多地參與企業(yè)的經(jīng)營管理，掌握管理控制權，同時降低控制權與現(xiàn)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(fā)投入影響的經(jīng)驗證據(jù)，演繹了家族控制對研發(fā)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(yè)的研發(fā)投入決策，深化了對家族企業(yè)研發(fā)投入的研究。但本研究仍存在以下不足，有待進行后續(xù)的深入研究：①制度環(huán)境會影響控股股東的監(jiān)督效應[27]與隧道效應[22]，可以從不同制度環(huán)境下，例如危機環(huán)境下、代際傳承過程中家族控制不同特征角度對企業(yè)研發(fā)投入的影響進行探討；②本文僅從創(chuàng)始家族控制、家族管理控制、家族兩權分離三個家族控制特征角度研究家族控制對企業(yè)研發(fā)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(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。