徐敏麗，吉銘丹

（江南大學(xué) 商學(xué)院，江蘇 無錫 214122）

一、引言

隨著“大眾創(chuàng)業(yè)，萬眾創(chuàng)新”政策的出臺(tái)與實(shí)施，家族企業(yè)的創(chuàng)新發(fā)展問題日益成為學(xué)者關(guān)注的焦點(diǎn)。研發(fā)投入作為衡量企業(yè)創(chuàng)新的重要標(biāo)志，一定程度上決定了企業(yè)的創(chuàng)新能力和發(fā)展?jié)摿?。隨著經(jīng)濟(jì)的發(fā)展、思想的進(jìn)步，女性地位逐步提升，據(jù)國泰安數(shù)據(jù)庫統(tǒng)計(jì)，截至2017 年底，擔(dān)任職務(wù)的家族成員中，女性占比17.1%，女性出任董事長的家族企業(yè)占比8.4%，出任總經(jīng)理占比13.05%。近年來，家族企業(yè)中女性參與管理的人數(shù)占比在逐步上升，但其相對(duì)比例還遠(yuǎn)不及男性。經(jīng)驗(yàn)研究發(fā)現(xiàn)，男性與女性在風(fēng)險(xiǎn)偏好上存在著較大的差異，女性往往更具有風(fēng)險(xiǎn)厭惡傾向。從行為經(jīng)濟(jì)學(xué)角度解釋，男性往往比女性更加自信。因此，本文研究家族企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)對(duì)研發(fā)投入的影響。為檢驗(yàn)女性行為模式是否影響風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)與研發(fā)投入，本文利用兩種度量方法（有無女性涉入、女性涉入比例）分析女性涉入對(duì)兩者關(guān)系的作用，并比較不同地區(qū)家族企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)、女性涉入與研發(fā)投入三者關(guān)系的差異。

二、理論分析與研究假設(shè)

（一）家族企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)與研發(fā)投入

家族企業(yè)具備何種特征，使其可持續(xù)成長？這一直是學(xué)者關(guān)注的話題。Zellweger（2007）[1]研究發(fā)現(xiàn)，家族企業(yè)偏向于長期導(dǎo)向型企業(yè)，其加長了創(chuàng)新投資回報(bào)的時(shí)間窗口。企業(yè)的創(chuàng)新投資直接影響其風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平。Covin J 和Slevi D（1989）[2]研究表明，高管的決策是影響企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)行為的關(guān)鍵，高管行為越激進(jìn)，越有利于企業(yè)的創(chuàng)新活動(dòng)。余明桂等（2013）[3]研究發(fā)現(xiàn)，風(fēng)險(xiǎn)偏好型管理者更愿意增加研發(fā)投入，這有利于提升企業(yè)的創(chuàng)新能力。陳莉萍等（2018）[4]研究發(fā)現(xiàn)，風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)與R&D 投入顯著正相關(guān)。企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平越高，對(duì)經(jīng)營風(fēng)險(xiǎn)的容忍度越大，對(duì)高風(fēng)險(xiǎn)項(xiàng)目的成功越自信，因此研發(fā)投入增加。據(jù)此，提出假設(shè)1：

H1：家族企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平與研發(fā)投入顯著正相關(guān)。

（二）有無女性涉入的調(diào)節(jié)作用

大量研究表明，管理者的個(gè)人特征會(huì)直接影響其行為決策，而行為決策是影響企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)的關(guān)鍵因素。Serfling 和Matthew（2014）[5]研究發(fā)現(xiàn)，CEO年齡對(duì)企業(yè)的風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)行為有顯著影響。那么，高管性別與企業(yè)的冒險(xiǎn)行為是否有關(guān)？女性高管在公司治理方面會(huì)投入更多的時(shí)間和精力，有利于提高董事會(huì)的監(jiān)督效率，提高投資決策的科學(xué)性與合理性，減少企業(yè)過度投資或投資不足的問題。Renée B 等（2008）[6]發(fā)現(xiàn)，女性董事出席董事會(huì)會(huì)議的頻率更高，加入董事會(huì)下設(shè)專門委員會(huì)的概率更大，有利于促進(jìn)董事會(huì)的內(nèi)部交流，減少內(nèi)部沖突，從而提升董事會(huì)的有效性。張濤和洪敏（2018）[7]研究表明：擁有女性高管的企業(yè)，其規(guī)避風(fēng)險(xiǎn)的能力越強(qiáng)；女性高管比例越高，其規(guī)避風(fēng)險(xiǎn)的能力越強(qiáng)。據(jù)此，提出假設(shè)2：

H2：女性涉入會(huì)削弱風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)對(duì)企業(yè)研發(fā)投入的正向影響。

（三）女性涉入程度的調(diào)節(jié)作用

根據(jù)行為代理理論，代理人不是單純地追求未來財(cái)富的最大化，而且更加注重現(xiàn)有財(cái)富損失的最小化。女性謹(jǐn)慎保守與規(guī)避風(fēng)險(xiǎn)的特質(zhì)使她們更加關(guān)注企業(yè)的財(cái)富安全及穩(wěn)定發(fā)展，不會(huì)任由企業(yè)增加風(fēng)險(xiǎn)去追求更大的創(chuàng)新。戴維·羅伯遜和比爾·布林（2014）[8]研究發(fā)現(xiàn)，過度冒險(xiǎn)和過度創(chuàng)新會(huì)導(dǎo)致企業(yè)經(jīng)營困難，若不對(duì)企業(yè)的風(fēng)險(xiǎn)進(jìn)行監(jiān)管，一味追求企業(yè)的研發(fā)創(chuàng)新，對(duì)企業(yè)是不利的。女性高管出于對(duì)自身財(cái)富安全和職業(yè)生涯的考慮，會(huì)增加對(duì)風(fēng)險(xiǎn)性項(xiàng)目的控制，隨著企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平的增加，不會(huì)再從事風(fēng)險(xiǎn)性較高的創(chuàng)新項(xiàng)目，從而導(dǎo)致研發(fā)創(chuàng)新投入的減少。據(jù)此，提出假設(shè)3：

H3：女性涉入程度對(duì)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)與研發(fā)投入的正相關(guān)關(guān)系存在負(fù)向調(diào)節(jié)作用。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文以2012—2017 年我國A 股上市的家族企業(yè)為初始樣本，按照以下條件進(jìn)行篩選：（1）剔除金融保險(xiǎn)類企業(yè)；（2）剔除ST、*ST 等非正常交易狀態(tài)的企業(yè)；（3）剔除數(shù)據(jù)缺失的企業(yè)；（4）剔除家族企業(yè)實(shí)際控制人所有權(quán)小于10%，控制權(quán)小于15%的企業(yè)。篩選出783 家家族企業(yè)作為全樣本，時(shí)間跨度為6 年，共計(jì)4 698 個(gè)觀測值。為分析女性涉入程度的調(diào)節(jié)效應(yīng)，剔除個(gè)別年份沒有女性涉入的家族企業(yè)，最終得到398 家家族企業(yè)作為子樣本，共計(jì)2 388 個(gè)觀測值。為了降低極端值對(duì)研究結(jié)果的影響，對(duì)所有連續(xù)變量在1%和99%分位進(jìn)行winsorize處理。本文使用的原始數(shù)據(jù)來自CSMAR 數(shù)據(jù)庫、WIND 數(shù)據(jù)庫和CCER 數(shù)據(jù)庫，并采用stata14.0 對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行處理分析。

（二）變量測量

將研發(fā)投入作為被解釋變量，風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)作為解釋變量，女性涉入作為調(diào)節(jié)變量，控制變量包括公司規(guī)模、企業(yè)成長性、財(cái)務(wù)杠桿、股權(quán)集中度以及獨(dú)立董事比例。具體變量定義如表1 所示。

表1 變量定義

（三）模型設(shè)計(jì)

為檢驗(yàn)假設(shè)1，構(gòu)建M1：

為檢驗(yàn)假設(shè)2，基于性別的取值，由M1 生成M2和M3：

為檢驗(yàn)假設(shè)3，在M1 的基礎(chǔ)上引入女性涉入程度，構(gòu)建M4；引入女性涉入程度及其與風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)的交乘項(xiàng)，構(gòu)建M5：

四、實(shí)證分析

（一）描述性統(tǒng)計(jì)

表2 為全樣本描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。從研發(fā)投入來看，企業(yè)平均研發(fā)支出為46 847 225（e17.6624）元，研發(fā)支出最少為2 329 117（e14.6610）元，最多為945 760 572（e20.6675）元，說明家族企業(yè)間的研發(fā)投入水平相差懸殊。從風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)來看，家族企業(yè)的風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平也存在較大差異。風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)的均值為0.021 9，與何鄧嬌和呂靜宜2018 年以2008—2016 年滬深A(yù) 股非金融類上市企業(yè)為樣本測算的企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平均值0.030 7 相比，低了0.008 8，說明家族企業(yè)整體的風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平較低。在公司特征方面，企業(yè)平均擁有員工1 733（e7.4575）人；企業(yè)成長性的最大值為2.187 4，最小值為-0.674 6，表明我國家族企業(yè)處于差異較大的不同成長階段，這與我國企業(yè)的實(shí)際情況相符；同時(shí)，企業(yè)間的資產(chǎn)負(fù)債率也存在巨大差異。在公司治理方面，企業(yè)前十大股東平均持股比例合計(jì)為59.83%，整體持股水平較高。獨(dú)立董事比例的均值為0.374 0，符合證監(jiān)會(huì)提出的獨(dú)立董事比例不得小于1/3 的最低要求。

表2 全樣本描述性統(tǒng)計(jì)

利用stata14.0 對(duì)變量做了相關(guān)性檢驗(yàn)。結(jié)果顯示，幾乎所有變量間的相關(guān)系數(shù)均遠(yuǎn)小于0.5，初步判定變量之間的相關(guān)性不強(qiáng)。進(jìn)一步進(jìn)行多重共線性檢驗(yàn)，結(jié)果顯示，所有模型的VIF 值都在2 以下（最大值為1.23），遠(yuǎn)小于10，且各變量的容忍值（1/VIF）均小于1，可以排除多重共線性問題，進(jìn)行回歸分析。

（二）回歸分析

本節(jié)運(yùn)用stata14.0 對(duì)模型進(jìn)行回歸分析。在選擇隨機(jī)效應(yīng)和固定效應(yīng)時(shí)運(yùn)用Hausman 檢驗(yàn)，結(jié)果得出實(shí)證模型適合固定效應(yīng)，回歸結(jié)果如表3 所示。

1.家族企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平對(duì)研發(fā)投入的影響研究。M1 報(bào)告了家族企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平對(duì)研發(fā)投入影響的回歸結(jié)果，從F 統(tǒng)計(jì)量來看，模型通過F 檢驗(yàn)。從自變量來看，在控制了上述公司特征變量和公司治理變量后，風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)與研發(fā)投入的系數(shù)在1%水平上顯著為正，表明家族企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平對(duì)研發(fā)投入具有顯著的促進(jìn)作用，假設(shè)1 得證。從控制變量來看，企業(yè)規(guī)模的系數(shù)在1%的水平上顯著為正，表明企業(yè)規(guī)模越大，資金、人員等實(shí)力越強(qiáng)，越有利于企業(yè)開展研發(fā)活動(dòng)；股權(quán)集中度的系數(shù)在1%的水平上顯著為負(fù)，表明企業(yè)股權(quán)集中會(huì)抑制風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)對(duì)研發(fā)投入的促進(jìn)作用。企業(yè)成長性和資產(chǎn)負(fù)債率與研發(fā)投入顯著正相關(guān)，表明企業(yè)和資產(chǎn)負(fù)債率水平越高，其風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平越有利于促進(jìn)企業(yè)的研發(fā)活動(dòng)；獨(dú)立董事比例與研發(fā)投入顯著負(fù)相關(guān)。

表3 回歸結(jié)果

2.家族企業(yè)有無女性涉入的調(diào)節(jié)作用。M2 和M3 的回歸結(jié)果顯示，Isfem=1，表示有女性成員在家族企業(yè)中擔(dān)任高管職位，風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)與研發(fā)投入的系數(shù)為1.333，且在1%水平上顯著；Isfem=0，表示無女性成員在家族企業(yè)中擔(dān)任高管職位，風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)與研發(fā)投入的系數(shù)為1.767。對(duì)比發(fā)現(xiàn)，有女性成員在公司擔(dān)任高管職位時(shí)，風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平與研發(fā)投入的回歸系數(shù)更小，說明女性涉入家族企業(yè)的管理會(huì)抑制風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)對(duì)研發(fā)投入的正向影響，假設(shè)2 得證。

3.家族企業(yè)女性涉入程度的調(diào)節(jié)作用。為進(jìn)一步考察女性涉入程度對(duì)家族企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)與研發(fā)投入的影響，本文采用有女性涉入的子樣本，借鑒溫忠麟等（2005）[9]提出的調(diào)節(jié)效應(yīng)分析方法，檢驗(yàn)女性涉入程度的調(diào)節(jié)作用。M4 沒有女性涉入與風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)的調(diào)節(jié)項(xiàng)，其擬合優(yōu)度為0.425；M5 加入了女性涉入與風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)的調(diào)節(jié)項(xiàng)，其擬合優(yōu)度R2為0.427，提升了0.002，且女性涉入程度與風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)的交乘項(xiàng)的系數(shù)為負(fù)，在接近1%的水平上顯著（系數(shù)=-6.386，T 值=-2.37，P 值=0.018），表明女性涉入程度的調(diào)節(jié)作用顯著，女性參與企業(yè)管理降低了企業(yè)開展研發(fā)活動(dòng)的動(dòng)力，削弱了風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)對(duì)研發(fā)投入的促進(jìn)作用，假設(shè)3 得證。

（三）地區(qū)異質(zhì)性分析

根據(jù)國家統(tǒng)計(jì)局公布的31 個(gè)?。ㄊ校﹨^(qū)域劃分，將樣本分成東部地區(qū)和中西部地區(qū)。表4、表5 回歸結(jié)果顯示，在東部地區(qū)，家族企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)與企業(yè)研發(fā)投入在1%的顯著性水平上存在正相關(guān)關(guān)系，影響系數(shù)為1.534，假設(shè)1 成立。有女性涉入時(shí)，家族企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)與研發(fā)投入的系數(shù)較小，說明女性涉入抑制了風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)對(duì)研發(fā)投入的正向影響，女性涉入對(duì)兩者存在調(diào)節(jié)作用，假設(shè)2 成立。M5 中交乘項(xiàng)的系數(shù)為負(fù)，在接近10%的水平上顯著（系數(shù)=-5.294，T 值=-1.59，P 值=0.112），假設(shè)3 基本成立。但在中西部地區(qū)，家族企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)對(duì)研發(fā)投入的影響、女性涉入以及女性涉入程度的調(diào)節(jié)效應(yīng)都不再顯著。

表4 東部地區(qū)回歸結(jié)果

（四）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為避免風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)與研發(fā)投入之間潛在的內(nèi)生性關(guān)系，本文采用滯后一期的風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)重新對(duì)M1-M5 進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，結(jié)果與上文基本保持一致。M1中風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)與研發(fā)投入的系數(shù)在1%的水平上顯著為正（系數(shù)=1.123，T 值=3.57，P 值=0.000），表明滯后一期的風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平依然能顯著促進(jìn)企業(yè)的研發(fā)創(chuàng)新，假設(shè)1 再次得證。M2 和M3 中，有女性涉入的家族企業(yè)，其風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平與研發(fā)投入的系數(shù)更?。∕2：系數(shù)=1.567，T 值=2.74，P 值=0.000；M3：系數(shù)=1.266，T 值=3.15，P 值=0.000），表明女性涉入會(huì)抑制風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)對(duì)研發(fā)投入的正向影響，假設(shè)2 再次得證。M5 的擬合優(yōu)度大于M4，且交乘項(xiàng)的回歸系數(shù)在5%的水平上顯著為負(fù)（系數(shù)=-6.738，T 值=-2.27，P 值=0.023），進(jìn)一步驗(yàn)證了假設(shè)3。

表5 中西部地區(qū)回歸結(jié)果

五、結(jié)論與建議

本文以2012—2017 年我國上市家族企業(yè)為研究樣本，探究了風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)與研發(fā)投入之間的關(guān)系，并關(guān)注了女性涉入的調(diào)節(jié)作用。得出以下研究結(jié)論：（1）家族企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平與其研發(fā)投入顯著正相關(guān)。風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平越高，研發(fā)投入越大。（2）女性涉入對(duì)家族企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)與研發(fā)投入的關(guān)系存在顯著的調(diào)節(jié)作用。女性涉入能抑制風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)對(duì)研發(fā)投入的促進(jìn)作用。（3）女性涉入程度對(duì)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)與研發(fā)投入的關(guān)系也存在顯著的調(diào)節(jié)作用。隨著涉入比例的增加，女性涉入對(duì)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)與研發(fā)投入關(guān)系的抑制作用越強(qiáng)，進(jìn)一步說明了女性參與家族企業(yè)的管理對(duì)風(fēng)險(xiǎn)項(xiàng)目的控制和決策：既會(huì)選擇有助于創(chuàng)新的風(fēng)險(xiǎn)項(xiàng)目，但也不會(huì)盲目追求研發(fā)投入的增加而加大風(fēng)險(xiǎn)項(xiàng)目。（4）考慮地區(qū)異質(zhì)性，東部地區(qū)家族企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)對(duì)研發(fā)投入的促進(jìn)作用顯著高于中西部地區(qū)，且東部地區(qū)女性涉入的調(diào)節(jié)效應(yīng)顯著，而中西部地區(qū)不顯著。

基于以上研究結(jié)論，提出如下建議：

1.發(fā)揮女性涉入企業(yè)管理的積極作用。女性性格保守、偏好規(guī)避風(fēng)險(xiǎn)，企業(yè)提高女性高管比例有助于防止企業(yè)過度冒險(xiǎn)，從而進(jìn)行科學(xué)決策。提高企業(yè)管理層性別多樣性，女性耐心、親和、責(zé)任感強(qiáng)的特質(zhì)與男性自信、果斷、全局意識(shí)的優(yōu)點(diǎn)相結(jié)合，有助于企業(yè)進(jìn)行研發(fā)創(chuàng)新活動(dòng)與風(fēng)險(xiǎn)決策時(shí)參考更多角度的觀點(diǎn)。但是，過分謹(jǐn)慎也可能導(dǎo)致企業(yè)錯(cuò)失機(jī)會(huì)，阻礙企業(yè)創(chuàng)新發(fā)展。因此，既要發(fā)揮女性高管的優(yōu)勢，也要規(guī)避其消極影響，過度選聘女性高管并非明智之舉。

2.完善企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)機(jī)制，提升企業(yè)創(chuàng)新能力。企業(yè)決策時(shí)應(yīng)進(jìn)行全方位考慮，因此企業(yè)需要建立完善的風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)機(jī)制，使企業(yè)在決策時(shí)不受單一因素的影響。對(duì)于女性高管比例較高的企業(yè)，更要充分評(píng)估其風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平，避免風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平被低估而導(dǎo)致投資失敗。