陳家田，查修哲

(安徽大學(xué) 商學(xué)院，安徽 合肥 230601)

創(chuàng)新是社會進步的靈魂，中小企業(yè)是創(chuàng)新的重要力量和活力之源。從國家層面來說，企業(yè)創(chuàng)新推動經(jīng)濟增長；從個體層面來說，創(chuàng)新也關(guān)乎企業(yè)自身的生存和發(fā)展。但是，即使面對相似的市場環(huán)境和政府支持政策，各企業(yè)的創(chuàng)新水平仍然存在巨大的差異。家族企業(yè)作為企業(yè)界的“后起之秀”，在促進經(jīng)濟增長方面發(fā)揮著重要作用，更因其不同于一般民營企業(yè)的特點成為近年來學(xué)術(shù)界研究企業(yè)創(chuàng)新的熱點。Ayyagari等對47個發(fā)展中國家19 000家企業(yè)的實證研究顯示，相較于非家族企業(yè)，家族企業(yè)更重視企業(yè)的創(chuàng)新發(fā)展[1]；Chen等對臺灣516家不同行業(yè)的上市企業(yè)進行研究，發(fā)現(xiàn)家族企業(yè)在創(chuàng)新投入方面比非家族企業(yè)更多[2]。

影響企業(yè)創(chuàng)新水平的主要因素并不只是單一的股權(quán)結(jié)構(gòu)或者管理層特征，而應(yīng)追溯到企業(yè)的控制權(quán)配置上。在終極控股股東視角下，股權(quán)集中度、股權(quán)制衡度、大股東性質(zhì)等對公司研發(fā)投入均能產(chǎn)生不同的影響：股權(quán)制衡度對企業(yè)的研發(fā)投入具有正面效應(yīng)；股權(quán)集中度則對研發(fā)投入具有負面效應(yīng)[3]；在董事會和管理層控制權(quán)配置層面上，超額董事席位和終極控股股東擔(dān)任CEO都能促進企業(yè)創(chuàng)新[4]。但是，鑒于家族企業(yè)自身所具有的特點，僅僅從單一股權(quán)和管理層層面來研究控制權(quán)配置對企業(yè)創(chuàng)新的影響遠遠不夠。研究證實，目前家族企業(yè)股權(quán)結(jié)構(gòu)大多為金字塔形，這種股權(quán)結(jié)構(gòu)以控制權(quán)與現(xiàn)金流權(quán)分離為顯著特征，其所有權(quán)結(jié)構(gòu)和控制權(quán)結(jié)構(gòu)復(fù)雜。而這種金字塔結(jié)構(gòu)造成的兩權(quán)分離度較高的現(xiàn)象也會影響企業(yè)的研發(fā)投入。由于企業(yè)研發(fā)活動初期具有投資大、風(fēng)險高、可見收益小等特點，所以一般民營企業(yè)的股東或者高管可能會因為追求短期效益而放棄研發(fā)投入。但是，家族企業(yè)的創(chuàng)始人追求的不僅僅是短期利益，他們更看重企業(yè)的“長青”與代際傳承，所以可能更具創(chuàng)新意愿。對于由實際控制人的家族成員擔(dān)任董事長的企業(yè)和由非家族成員擔(dān)任董事長的企業(yè)這兩種類型的公司來說，由于聲譽和信任機制的作用而導(dǎo)致兩權(quán)分離對其各自的企業(yè)創(chuàng)新水平的影響也會有所差異。

一、研究假設(shè)

(一)有關(guān)兩權(quán)分離度與企業(yè)研發(fā)投入關(guān)系的研究假設(shè)

1.兩權(quán)分離度對企業(yè)創(chuàng)新投入的負向影響

控制權(quán)是指終極控制人利用其持股比例對公司重大決策事項的表決權(quán)，包括直接控制權(quán)和間接所擁有的控制權(quán)?，F(xiàn)金流權(quán)則指終極控制人按其實際投入公司的資本占總資本的比例所享有的剩余收益權(quán)利，即來自股東實際投入資本取得的股份。所謂控制權(quán)與現(xiàn)金流權(quán)的偏離是指終極控制人對重大決策或事項的投票權(quán)超過其對被控制公司凈資產(chǎn)所有權(quán)的部分。從“掏空”角度看，Claessens等研究發(fā)現(xiàn)，兩權(quán)分離可能會導(dǎo)致實際控制人對企業(yè)進行“掏空”，進而導(dǎo)致企業(yè)價值的降低[5-9]。Johnson等指出，股權(quán)集中使得大股東傾向于利用自己手中的控制權(quán)，通過“隧道效應(yīng)”從上市公司轉(zhuǎn)移資產(chǎn)和利潤，損害中小股東的利益，進而影響公司價值[10]。從對企業(yè)創(chuàng)新的影響來看，家族企業(yè)表現(xiàn)出的更明顯的風(fēng)險厭惡[11]、控股家族股東之間的利益沖突帶來的新的代理成本[12]等問題都會對企業(yè)研發(fā)投入產(chǎn)生負面影響。從外部政策方面分析，“營改增”政策能有效促進企業(yè)提高研發(fā)投入，但是隨著兩權(quán)分離度增大，“營改增”對企業(yè)研發(fā)投入的影響越來越不顯著[13]。從股權(quán)結(jié)構(gòu)方面分析，終極控股股東的控制權(quán)與現(xiàn)金流權(quán)分離行為會抑制企業(yè)創(chuàng)新；終極股東現(xiàn)金流權(quán)與技術(shù)創(chuàng)新顯著正相關(guān)，兩權(quán)偏離度過高對技術(shù)創(chuàng)新投入和產(chǎn)出均具有顯著的負面影響[14]。從融資約束角度研究，兩權(quán)偏離程度越高，企業(yè)融資約束越嚴重，從而導(dǎo)致企業(yè)的創(chuàng)新能力下降[15]。從“復(fù)雜效應(yīng)”看，隨著金字塔結(jié)構(gòu)控制鏈增長、企業(yè)數(shù)量的增加，終極控制人對上市公司的控制更加復(fù)雜，這種復(fù)雜性可能會減少終極控制人的有效控制，并阻礙上市公司研發(fā)成功后的利益輸送，從而減弱終極控制人研發(fā)投入的動機。由于“掏空效應(yīng)”和“復(fù)雜效應(yīng)”同時存在，企業(yè)可能會更愿意通過其他途徑來謀求公司利益，很難將資金投入到企業(yè)研發(fā)這種具有高度不確定性的活動中，基于此，我們提出如下假設(shè)：

H1a：家族企業(yè)現(xiàn)金流權(quán)和控制權(quán)分離度越高，企業(yè)研發(fā)投入就越低，從而對企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)生負向影響。

2.兩權(quán)分離度對企業(yè)研發(fā)投入的正向影響

與此同時，兩權(quán)分離更多的是導(dǎo)致實際控制人對企業(yè)的支持行為，進而導(dǎo)致企業(yè)創(chuàng)新水平上升。并且，民營企業(yè)的兩權(quán)分離狀態(tài)并不會損害公司價值，相反還有微弱的正向作用[16]。家族企業(yè)主通常是企業(yè)實際控制人，為了企業(yè)的長遠發(fā)展，他們往往會通過做強上市公司來提升企業(yè)價值，所以更多的是支持行為而不是“掏空”。兩權(quán)分離度較高能夠有效拓展內(nèi)部資本市場，緩解融資約束，從而激發(fā)企業(yè)的創(chuàng)新能力[17]。從控制權(quán)配置看，終極控股股東兩權(quán)分離度與企業(yè)創(chuàng)新投入顯著正相關(guān)，這與一般金字塔結(jié)構(gòu)的“掏空”理論出現(xiàn)相反結(jié)果[18]。所以，在兩權(quán)分離導(dǎo)致的支持效應(yīng)和緩解融資約束的雙重作用下，企業(yè)可能利用其資源來支持上市公司的研發(fā)行為，基于此，我們提出如下假設(shè)：

H1b：家族企業(yè)現(xiàn)金流權(quán)和控制權(quán)分離程度越大，企業(yè)研發(fā)投入就越高，從而對企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)生正向影響。

(二)有關(guān)家族涉入與企業(yè)研發(fā)投入的研究假設(shè)

已有研究表明，家族成員涉入這種治理方式對于家族企業(yè)也會產(chǎn)生不同的影響。在家族企業(yè)中，相對于自然人直接控股，家族控股聯(lián)盟的存在及其對董事會席位的占據(jù)為家族股東進行利益侵占提供了便利[19]。從社會情感財富的視角來看，家族持股比例對研發(fā)投入的影響隨著家族財富投入的多少而產(chǎn)生不同的影響[20]。在家族超額控制方面，研究表明董事會及經(jīng)理層家族超額控制對家族企業(yè)創(chuàng)新均表現(xiàn)為激勵效應(yīng)[21]。Liang等在研究中國家族上市公司時發(fā)現(xiàn)，如果家族成員進入管理層會弱化研發(fā)投入與創(chuàng)新績效的正相關(guān)關(guān)系，但是家族成員進入董事會則會強化這種正相關(guān)關(guān)系[22]。張妮等通過對家族領(lǐng)導(dǎo)權(quán)涉入和所有權(quán)涉入兩方面考察家族涉入情境對上市公司創(chuàng)新行為的影響時發(fā)現(xiàn)，家族領(lǐng)導(dǎo)權(quán)涉入對上市公司創(chuàng)新行為有積極影響，而家族所有權(quán)涉入與上市公司創(chuàng)新行為之間存在非線性相關(guān)關(guān)系[23]。董事長作為公司的法人代表，除在公司內(nèi)部擁有最高決策權(quán)力外，更享有較高的社會知名度，當(dāng)家族成員擔(dān)任董事長時，將會格外注重企業(yè)的聲譽和發(fā)展，所以對家族企業(yè)存在的為了眼前利益而放棄長遠利益的短視行為會起到一定的監(jiān)督作用。此外，當(dāng)家族成員擔(dān)任董事長時，會受到外界更多的關(guān)注，這些外界關(guān)注帶來的監(jiān)督作用會進一步增強家族企業(yè)的創(chuàng)新意愿[24]，基于此，我們提出如下假設(shè)：

H2a：當(dāng)家族成員擔(dān)任董事長時，能夠有效促進企業(yè)創(chuàng)新。

二、研究設(shè)計

(一)數(shù)據(jù)來源與樣本選擇

本文將符合下列條件的公司視為家族企業(yè)：(1)最終控制人能夠追溯到自然人或者家族；(2)最終控制人直接或者間接是上市公司的第一大股東；(3)自然人或者家族對上市公司具有實質(zhì)控制權(quán)，且控制權(quán)比例大于等于10%。最終得到的家族企業(yè)類型有兩種：(1)單個自然人企業(yè)家企業(yè)，即實際控制人為個人且無家族親屬在上市公司或者控股股東公司持股；(2)多人家族企業(yè)，即除實際控制人之外，至少1名具有親屬關(guān)系的家族成員或持股或管理或控制上市公司。鑒于慣例，我們選擇了2008—2018年度中國A股上市家族企業(yè)作為樣本，并且剔除了以下樣本：(1)ST、*ST、SST、S*ST 和S上市公司；(2)數(shù)據(jù)缺失的上市公司；(3)金融服務(wù)行業(yè)和保險行業(yè)的上市公司。最終得到12 077條公司—個年度的觀察值，符合條件的上市家族企業(yè)為2 584家。

文中所有有關(guān)公司財務(wù)與治理的數(shù)據(jù)均來自國泰安(CSMAR)數(shù)據(jù)庫，實證部分采用Stata.14軟件進行處理。為了避免離群值對統(tǒng)計分析結(jié)果的影響，本文對所有連續(xù)變量進行1%和99%分位樣本W(wǎng)insorize處理。

(二)變量定義

1.企業(yè)創(chuàng)新

現(xiàn)有文獻主要從創(chuàng)新投入和創(chuàng)新產(chǎn)出兩個方面研究企業(yè)創(chuàng)新：前者主要包括研發(fā)投入、研發(fā)支出以及研發(fā)人員數(shù)目等，后者主要是專利申請總量、發(fā)明申請總量以及技術(shù)資產(chǎn)比率等。因為專利數(shù)量受外部因素影響較大，管理層很難控制，所以本文借鑒姚振曄、徐向藝等學(xué)者的方法，選擇研發(fā)投入和營業(yè)收入的比值、研發(fā)投入占總資產(chǎn)的比值來度量企業(yè)的創(chuàng)新投入指標，前者用于主回歸，后者用于穩(wěn)健性檢驗。

2.兩權(quán)分離度

本文用實際控制人擁有的控制權(quán)比例/實際控制人擁有的所有權(quán)(或現(xiàn)金流權(quán))比例的結(jié)果來表示兩權(quán)分離度。

3.家族成員涉入

董事長的家族屬性是本文的關(guān)鍵變量，本文用虛擬變量SF-Chair表示。若上市公司的董事長由實際控制人本人或其家族成員擔(dān)任，SF-Chair取值為 1，否則為 0。

4.控制變量

在各企業(yè)價值模型中，本文也控制了可能影響上市公司創(chuàng)新投入的因素，如公司規(guī)模(即總資產(chǎn)的自然對數(shù))、凈資產(chǎn)收益率、財務(wù)杠桿、公司成長性等。鑒于宏觀因素可能對企業(yè)價值產(chǎn)生的影響，本文加入了年度和行業(yè)的虛擬變量。各主要變量的定義，見表1。

表1變量定義

(三)模型設(shè)計

本文以研發(fā)投入(Inova1和Inova2)為因變量，將兩權(quán)分離度(Sep)和是否由家族成員擔(dān)任董事長(SF-Chair)分別作為模型(1)和模型(2)的自變量。選取公司規(guī)模(Size)、資產(chǎn)負債率(Lev)、公司成長性(Growth)、股權(quán)制衡指標(Balance)、凈資產(chǎn)收益率(Roe)、總經(jīng)理持股比例(Manas)為控制變量，εt表示時間變量,Φj表示行業(yè)變量，εi,t是隨機干擾項，構(gòu)建多元回歸模型，如式(1)、式(2)所示。

Inova1/Inova2=β0+β1Sepi,t+β2Sizei,t+β3Levi,t+β4Growthi,t+β5Manasi,t+β6Roei,t+β7Balancei,t+ηt+Φj+εi,t

(1)

Inova1/Inova2=α0+α1SF-Chairi,t+α2Sizei,t+α3Levi,t+α4Growthi,t+α5Manasi,t+α6Roei,t+α7Balancei,t+ηt+Φj+εi,t

(2)

三、實證檢驗結(jié)果與分析

(一)描述性統(tǒng)計分析

各變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果如表2所示。由表2可知，企業(yè)創(chuàng)新(Inova1、Inova2)的均值分別為0.050 5和0.024 1，表明家族企業(yè)的創(chuàng)新投入水平并不高；兩權(quán)分離度(Sep)的均值為1.231 5，最大值為3.871 8，最小值為1，說明樣本公司兩權(quán)分離度差異較大。

表2描述性統(tǒng)計結(jié)果

(二)相關(guān)性統(tǒng)計分析

對各變量進行相關(guān)性分析，結(jié)果如表3所示。

解釋變量和因變量之間的相關(guān)系數(shù)分析結(jié)果如表3所示，根據(jù)Pearson系數(shù)可知，兩權(quán)分離度可能對企業(yè)創(chuàng)新投入產(chǎn)生負向影響。在相關(guān)性分析結(jié)果中，盡管有些控制變量之間的相關(guān)系數(shù)顯著，但控制變量之間的相關(guān)系數(shù)均小于0.5。此外，根據(jù)VIF檢驗結(jié)果，VIF最大值為1.43，遠遠小于10，因此可以排除多重共線性問題。

表3相關(guān)性分析

注：*、**、***分別為在10%、5%、1%的統(tǒng)計水平上顯著。

(三)多元回歸分析

1.兩權(quán)分離度與企業(yè)創(chuàng)新投入的關(guān)系。模型1的回歸結(jié)果如表4所示，兩權(quán)分離度(Sep)與企業(yè)創(chuàng)新投入(Inova1)之間呈負相關(guān)關(guān)系，并且在1%的水平上顯著，支持假設(shè)H1a。公司兩權(quán)分離度越大，控股股東“掏空”行為越嚴重，企業(yè)進行創(chuàng)新的意愿越低，從而投入到研發(fā)活動中的資金越少。公司資產(chǎn)負債率(Lev)與企業(yè)創(chuàng)新投入(Inova1)在1%的統(tǒng)計水平上顯著負相關(guān)，說明企業(yè)的負債規(guī)模越大，投入到研發(fā)活動中的資金流越小，從而對企業(yè)的研發(fā)投入產(chǎn)生負面影響。

表4Sep與Inova1多元線性回歸

注：*、**、***分別為在10%、5%、1%的統(tǒng)計水平上顯著。

2.家族成員是否擔(dān)任董事長與企業(yè)創(chuàng)新投入的關(guān)系。模型2的回歸結(jié)果如表5所示，說明家族成員擔(dān)任董事長(SF-Chair)與企業(yè)創(chuàng)新(Inova1)之間呈正相關(guān)關(guān)系，并且在1%的水平上顯著，支持假設(shè)H2a。表明相較于非家族成員擔(dān)任董事長，當(dāng)家族成員擔(dān)任董事長時，企業(yè)會投入更多的資金到研發(fā)活動。當(dāng)實際控制人或者控股家族以董事長這一高社會知名度的身份參與到企業(yè)管理中時，由于聲譽機制和信任機制的影響，企業(yè)此時關(guān)注的就不是短期利潤，而是企業(yè)的長遠發(fā)展，所以更注重研發(fā)投入給企業(yè)帶來的收益。

表5SF-Chair與Inova1多元線性回歸

注：*、**、***分別為在10%、5%、1%的統(tǒng)計水平上顯著。

由上面分析可知，兩權(quán)分離度對企業(yè)創(chuàng)新投入產(chǎn)生負向影響，家族成員擔(dān)任董事長對創(chuàng)新投入產(chǎn)生正向影響。那么對于不同兩權(quán)分離度的公司而言，家族成員是否擔(dān)任董事長對于創(chuàng)新水平的影響是否相同？為了進一步分析家族涉入在不同的股權(quán)結(jié)構(gòu)下對企業(yè)創(chuàng)新影響，將樣本按照兩權(quán)分離度是否大于1分成兩組：當(dāng)Sep=1時，為低兩權(quán)分離度組，即實際控制人采用直接控制的方法控制公司；當(dāng)Sep>1時，為高兩權(quán)分離度組，即實際控制人采用非直接控制的方法(間接控制)控制公司。表6列示了兩組樣本主要描述性變量的均值差異(Difference)。從表6可以看出，低兩權(quán)分離度組在研發(fā)投入方面顯著高于高兩權(quán)分離度組，而其在公司規(guī)模、資產(chǎn)負債率以及凈資產(chǎn)收益率方面顯著低于高兩權(quán)分離度組。表明采用直接控制的企業(yè)具有規(guī)模小、低負債率以及重視創(chuàng)新等特點。

表6兩權(quán)分離度分組比較

表7列示了分組之后董事長是否由家族成員擔(dān)任對企業(yè)創(chuàng)新投入的影響結(jié)果?？梢钥闯?，兩組樣本的SF-Chair回歸系數(shù)存在明顯差異：非直接控制組中，回歸系數(shù)在1%的水平上顯著為正，而直接控制組系數(shù)為正，但是不顯著。根據(jù)這一結(jié)果可知，在兩權(quán)分離度較高的公司中，“掏空效應(yīng)”明顯，大股東“掏空”動機會造成其在創(chuàng)新活動中的短視行為，即為了獲得短期收益而放棄高風(fēng)險和不確定性較大且耗時較長的長期研發(fā)活動；與此同時，這種“掏空”行為還會降低公司對研發(fā)所需資金流的支持，管理層也會因為得不到公司的支持而對創(chuàng)新活動持過分謹慎的態(tài)度。但是，在這種高兩權(quán)分離度的情況下，若由家族成員擔(dān)任董事長，仍能對企業(yè)創(chuàng)新投入的產(chǎn)生正向影響。家族企業(yè)注重的不僅是公司的短期收益，還有企業(yè)的聲譽，基于無法挽回的聲譽損失的成本，企業(yè)對于股東的私利行為一定會加以制止。而在兩權(quán)分離度較低的公司中，這一作用并不顯著。原因可能是當(dāng)公司兩權(quán)分離度較低時，控股股東產(chǎn)生的“掏空”公司的機會也就相應(yīng)減少，因此，由家族成員擔(dān)任董事長對于企業(yè)研發(fā)投入水平的促進作用并不明顯。所以，相比于兩權(quán)分離度較低的家族企業(yè)，由家族成員擔(dān)任董事長在兩權(quán)分離度較高的企業(yè)中對創(chuàng)新方面的影響更顯著。目前，很多家族企業(yè)都采用金字塔控股結(jié)構(gòu)或直接持股的方式控制公司，這樣不可避免地就會產(chǎn)生兩權(quán)分離度過高或者過低的現(xiàn)象，由以上分析可知，家族成員擔(dān)任董事長在金字塔結(jié)構(gòu)的公司中對企業(yè)創(chuàng)新的促進作用會更明顯，這為采用不同控制方式的公司關(guān)于董事長的任職提供了參考。

表7按照兩權(quán)分離度分組的回歸結(jié)果

注：*、**、***分別為在10%、5%、1%的統(tǒng)計水平上顯著。

(四)穩(wěn)健性檢驗

為了檢驗實證結(jié)果的穩(wěn)健性，本文進行如下測試：

1.改變被解釋變量，將研發(fā)投入與總資產(chǎn)的比例作為企業(yè)創(chuàng)新的代理變量，回歸結(jié)果如表8、表9、表10所示。兩權(quán)分離度(Sep)與創(chuàng)新投入(Inova2)相關(guān)系數(shù)雖然不顯著，但是系數(shù)符號與主回歸一致，均為負。家族成員擔(dān)任董事長時，能夠有效促進企業(yè)的創(chuàng)新投入，其他結(jié)論保持不變。當(dāng)兩權(quán)分離度較大時，家族成員擔(dān)任董事長對創(chuàng)新投入的促進效用更顯著；當(dāng)兩權(quán)分離度較小時，該作用不明顯。

表8Sep與Inova2多元線性回歸

注：*、**、***分別為在10%、5%、1%的統(tǒng)計水平上顯著。

表9SF-Chair與Inova2多元線性回歸

注：*、**、***分別為在10%、5%、1%的統(tǒng)計水平上顯著。

表10按照兩權(quán)分離度分組的回歸結(jié)果

續(xù)表

變量Inova2高SepT值低SepT值F 17.5222.24P值 0.000 0.000觀察值 4 852 5 380擬合度 0.249 0.249

注：*、**、***分別為在10%、5%、1%的統(tǒng)計水平上顯著。

2.進行滯后一期的回歸。由于研發(fā)投入的回報具有滯后性，所以將滯后一期的研發(fā)投入(Inova1i,t+1)作為被解釋變量進行回歸分析，結(jié)果如表11—表13所示，主要結(jié)論依舊保持不變。

表11Sep與Inova1i,t+1多元線性回歸

注：*、**、***分別為在10%、5%、1%的統(tǒng)計水平上顯著。

表12SF-Chair與Inova1i,t+1多元線性回歸

注：*、**、***分別為在10%、5%、1%的統(tǒng)計水平上顯著。

表13按照兩權(quán)分離度分組的回歸結(jié)果

注：*、**、***分別為在10%、5%、1%的統(tǒng)計水平上顯著。

四、研究結(jié)論

本文基于股權(quán)結(jié)構(gòu)和家族涉入視角，分析了兩權(quán)分離度以及是否由家族成員擔(dān)任董事長對企業(yè)創(chuàng)新投入的影響。通過對樣本進行分析，結(jié)果顯示：兩權(quán)分離度會抑制企業(yè)創(chuàng)新投入，而由家族成員擔(dān)任董事長會有效促進企業(yè)創(chuàng)新。進一步分析，以兩權(quán)分離度是否大于1為基準將樣本分為非直接控制組和直接控制組，根據(jù)回歸結(jié)果可知，當(dāng)兩權(quán)分離度大于1時，家族成員擔(dān)任董事長對企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)生的正向影響更加顯著，而當(dāng)兩權(quán)分離度等于1時，這種作用不顯著，說明是否由家族成員擔(dān)任董事長會對家族企業(yè)中由于兩權(quán)分離度造成的創(chuàng)新水平產(chǎn)生極大影響。

鑒于本文的理論研究和實證分析，就我國家族企業(yè)的治理和創(chuàng)新提出以下建議：

(一)從股權(quán)結(jié)構(gòu)來看，家族企業(yè)應(yīng)該盡量采取直接控制的方式或者減少金字塔的層級數(shù)，這樣更有助于企業(yè)創(chuàng)新。

(二)加強對家族企業(yè)由于兩權(quán)分離度造成的控股股東私利行為的監(jiān)督，避免股東的“掏空”行為對企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)生負面影響。

(三)在分析家族企業(yè)對上市公司創(chuàng)新水平可能造成的影響、特別是從家族涉入角度進行分析時，應(yīng)該結(jié)合公司的實際情況決定涉入的具體方式及程度。