惠男男,樂 云

(浙江科技學院 經(jīng)濟與管理學院,杭州 310023)

中華人民共和國國民經(jīng)濟和社會發(fā)展第十四個五年規(guī)劃中強調要激勵企業(yè)加大研發(fā)投入,提高企業(yè)技術創(chuàng)新能力。家族企業(yè)作為民營企業(yè)的重要組成部分[1],研究其創(chuàng)新行為特征具有重要意義。創(chuàng)新投入是衡量家族企業(yè)創(chuàng)新行為的重要指標,以往研究認為家族企業(yè)創(chuàng)新投入意愿比較低[2],這阻礙了家族企業(yè)提高核心競爭力。然而,近年來家族企業(yè)將資金配置金融資產已變得越來越普遍[3],逐漸脫離實體投資,影響家族企業(yè)創(chuàng)新。關于資金“脫實向虛”對企業(yè)創(chuàng)新的影響,主要觀點有“蓄水池”效應和“擠出”效應。持“蓄水池”效應觀點者認為,企業(yè)持有金融資產,有助于緩解企業(yè)的融資約束,促進企業(yè)未來的創(chuàng)新投入[4]。楊箏等[5]認為企業(yè)持有交易性金融資產,有助于增強企業(yè)研發(fā)投入的持續(xù)性。持“擠出”效應觀點者認為,一定時期內企業(yè)投資資金總規(guī)模是固定的,當企業(yè)增加金融資產投資時,其用于創(chuàng)新的資金必然會減少[6],并且在國有企業(yè)中,這種擠出作用更突出[7]。已有文獻僅考慮國有企業(yè)和非國有企業(yè)的差別,而忽略家族企業(yè)特征對這一問題的影響。家族企業(yè)由于受家族控制,會對企業(yè)行為產生影響,有研究表明家族控制會對代際傳承[8]、投資視野[9]、創(chuàng)新投入[10]產生影響。進一步地,戴澤偉等[11]認為高級管理人員金融背景會促使企業(yè)進行金融投資,這意味著家族企業(yè)總經(jīng)理(chief executive officer,CEO)金融背景對資金“脫實向虛”與創(chuàng)新的關系影響是值得研究的。因此,本研究選取2013—2020年A股上市家族企業(yè)為樣本,探討資金“脫實向虛”對家族企業(yè)創(chuàng)新的影響,并檢驗家族控制和CEO金融背景的調節(jié)效應,這有助于發(fā)現(xiàn)家族企業(yè)創(chuàng)新行為的異質性,對促進家族企業(yè)合理配置金融資產及提高創(chuàng)新投入意愿具有現(xiàn)實意義。

1 理論分析與研究假設

1.1 資金“脫實向虛”的“擠出”效應

資金“脫實向虛”是企業(yè)資金脫離實體經(jīng)濟,大量配置到金融、房地產領域,造成資金在虛擬經(jīng)濟中空轉的現(xiàn)象[12]。對于受融資約束較為嚴重的企業(yè),其投資行為更加短視,更傾向于投資金融資產,而進行創(chuàng)新投入的意愿不高[13]。與非家族企業(yè)相比,家族企業(yè)面臨較為嚴重的外部融資約束[14],其投資會更偏向于金融資產。并且家族企業(yè)股權較為集中,第二類代理問題突出[15],控股股東也會更傾向于投資高收益的金融資產[16]。進一步地,家族企業(yè)由于內部資金有限,投資組合中存在實體投資和金融投資替代的情況[17],并對企業(yè)創(chuàng)新投入產生“擠出”效應[18]。另外當前家族企業(yè)實體經(jīng)營環(huán)境較差,金融、房地產行業(yè)高額的利潤往往會激發(fā)家族企業(yè)的投機動機,進而降低創(chuàng)新投入[19]。綜上所述,家族企業(yè)資金“脫實向虛”會對家族企業(yè)創(chuàng)新產生“擠出”效應。因此,提出假設1:資金“脫實向虛”抑制家族企業(yè)創(chuàng)新。

1.2 家族控制的治理效應

家族控制是家族企業(yè)的特征。周立新[20]認為家族控制能體現(xiàn)家族企業(yè)對社會情感財富的追求。家族控制的上市公司更注重企業(yè)長期發(fā)展,會更傾向于長期投資[21],創(chuàng)新投入的意愿更強。同時傳承能夠實現(xiàn)家族控制的延續(xù),對家族企業(yè)保持家族控制至關重要[22],促使家族企業(yè)做出使家族財富增值的決策[23],進而增加創(chuàng)新投入。進一步地,家族成員可以監(jiān)督非家族職業(yè)經(jīng)理人,減少投資短視行為,引導家族企業(yè)制定長期發(fā)展戰(zhàn)略,推動企業(yè)創(chuàng)新[24]?？梢?家族控制有利于緩解資金“脫實向虛”對家族企業(yè)創(chuàng)新的“擠出”效應。因此,提出假設2:家族控制會削弱資金“脫實向虛”對家族企業(yè)創(chuàng)新的抑制作用。

1.3 CEO金融背景與家族企業(yè)投資行為

姜付秀等[25]認為管理層的背景特征會影響企業(yè)的投資行為。高級管理人員具有專業(yè)的金融知識及對金融市場較高的熟悉程度會促使他們更偏向投資金融領域[26]。杜勇等[27]認為CEO金融背景是高級管理人員金融背景的重要表現(xiàn)形式,當CEO具有金融背景時,更容易對金融投資表現(xiàn)出過度自信,這使得企業(yè)投資金融資產的意愿更強。牛菁[28]認為具有金融、財務與管理等相關職業(yè)背景的家族CEO與家族企業(yè)金融投資水平呈正相關。然而,家族企業(yè)將資源轉向金融領域,會使企業(yè)用于創(chuàng)新的資金減少,進而抑制企業(yè)進行創(chuàng)新投資[29],減少創(chuàng)新投入。因此,提出假設3:CEO金融背景會增強資金“脫實向虛”對家族企業(yè)創(chuàng)新的抑制作用。

2 研究設計

2.1 樣本與數(shù)據(jù)來源

2008年的金融危機影響了企業(yè)的投資行為,而這種影響基本上到2012年消失[30]。為了避免金融危機對資金“脫實向虛”和家族企業(yè)創(chuàng)新之間的關系產生影響,本研究選取2013—2020年A股上市家族企業(yè)為初始樣本,在初始樣本的基礎上剔除ST和ST*公司、金融類和房地產類上市家族企業(yè)及數(shù)據(jù)缺失嚴重的樣本,行業(yè)分類按照中國證監(jiān)會2012年行業(yè)分類細則,最終得到15個行業(yè)9 717個年度觀測值。為了消除異常值對回歸結果的影響,對所有連續(xù)變量進行1%、99%的縮尾處理。所有數(shù)據(jù)均來自國泰安數(shù)據(jù)庫。本研究使用Stata16.0軟件進行多元回歸。

2.2 變量定義和度量

解釋變量為資金“脫實向虛”程度(Xlevel)。本研究借鑒黃賢環(huán)等[31]的做法,用家族企業(yè)持有的金融資產總額占總資產的比例來衡量資金“脫實向虛”程度,即持有金融資產總額占總資產的比例越高,資金“脫實向虛”的程度越高。本研究將交易性金融資產、衍生金融資產、發(fā)放貸款及墊款凈額、持有至到期投資凈額、可供出售金融資產凈額、長期股權投資與投資性房地產凈額歸屬為金融資產。

被解釋變量為創(chuàng)新投入(Yinput)。本研究用創(chuàng)新投入作為家族企業(yè)創(chuàng)新的代理變量,借鑒陳孝明等[32]的做法,用研發(fā)投入占企業(yè)總資產的比值來衡量創(chuàng)新投入。

調節(jié)變量為家族控制(Xfamily)和CEO金融背景(Xbackground)。對于Xfamily,本研究借鑒劉虹[21]的做法,即家族成員是否參與高級管理人員團隊來實現(xiàn)家族對企業(yè)的控制,但考慮高級管理人員團隊中,董事長的權利一般更大,同時負責制定和決策企業(yè)重大戰(zhàn)略,所以本研究采用董事長是否由家族成員擔任來衡量家族控制,若董事長由家族成員擔任,Xfamily取1,否則為0。將Xbackground設為虛擬變量,若CEO具有金融背景,Xbackground為1,否則為0。

考慮到家族企業(yè)創(chuàng)新還會受到其他因素的影響,本研究引入控制變量,具體包括:第一大股東持股(Xtop1),用第一大股東持股比例來衡量;企業(yè)規(guī)模(Xsize),用企業(yè)總資產取對數(shù)來衡量;盈利能力(Xprofitability),用凈資產與企業(yè)總資產的比值來衡量;經(jīng)營凈現(xiàn)金流(Xcashflow),用經(jīng)營活動產生的現(xiàn)金凈流量與企業(yè)總資產的比值來衡量;資產負債率(Xratio),用企業(yè)總負債與企業(yè)總資產的比值來衡量;企業(yè)成長性(Xgrowth),用營業(yè)收入年度增長率來衡量;企業(yè)年齡(Xage),用企業(yè)成立年數(shù)加1取對數(shù)來衡量;董事長與總經(jīng)理兼任情況(Xduality),董事長與總經(jīng)理是否兼任,是取1,否則取0。同時引入年份固定效應(Xyear)和行業(yè)固定效應(Xindustry),用以控制不可觀測時間因素和行業(yè)差異的影響。

2.3 模型設計

為驗證資金“脫實向虛”對家族企業(yè)創(chuàng)新的影響,本研究構建以下模型:

Yinput=α0+α1Xlevel+α2Xtop1+α3Xsize+α4Xprofitability+α5Xcashflow+α6Xratio+α7Xgrowth+α8Xage+α9Xduality+∑αiXyear+∑αjXindustry+ε。

(1)

為驗證假設2,在模型(1)的基礎上引入資金“脫實向虛”程度與家族控制的交互項(Xlevel×Xfamily),構建以下模型:

Yinput=β0+β1Xlevel+β2Xfamily+β3Xlevel×Xfamily+β4Xtop1+β5Xsize+β6Xprofitability+β7Xcashflow+β8Xratio+β9Xgrowth+β10Xage+β11Xduality+∑βiXyear+∑βjXindustry+ε。

(2)

為驗證假設3,在模型(1)的基礎上引入資金“脫實向虛”程度與CEO金融背景的交互項(Xlevel×Xbackground),構建以下模型:

Yinput=γ0+γ1Xlevel+γ2Xbackground+γ3Xlevel×Xbackground+γ4Xtop1+γ5Xsize+γ6Xprofitability+γ7Xcashflow+γ8Xratio+γ9Xgrowth+γ10Xage+γ11Xduality+∑γiXyear+∑γjXindustry+ε。

(3)

式(1)～(3)中:ε為隨機誤差項。

3 實證結果與分析

3.1 描述性統(tǒng)計

各變量描述性統(tǒng)計結果見表1。由表1可知,Yinput的平均值為0.023 2,即樣本中家族企業(yè)研發(fā)投入占企業(yè)總資產的均值為2%,表明總體上家族企業(yè)創(chuàng)新投入較低,而最大值達到11.04%,說明家族企業(yè)在創(chuàng)新方面存在較大的差異。Xlevel的均值為0.267 0,最大值為0.947 8,最小值趨于0,標準差為0.176 8,從總體上看,家族企業(yè)資金“脫實向虛”程度存在較大差異,中位數(shù)(24.17%)表明本研究樣本中至少有一半的家族企業(yè)持有金融資產。Xfamily和Xbackground的均值分別為86.43%、6.14%,這說明樣本中有86.43%的家族企業(yè)的董事長由家族成員擔任,6.14%的家族企業(yè)的CEO具有金融背景。

表1 各變量描述性統(tǒng)計結果Table 1 Descriptive statistical results of each variable

3.2 組間差異檢驗

2016年中央經(jīng)濟工作會議中提出要著力振興實體經(jīng)濟,監(jiān)管部門陸續(xù)出臺各項政策避免資金“脫實向虛”對實體經(jīng)濟造成不利的影響。本研究以2017年為分界線,將全部樣本分為2013—2016年和2017—2020年2組,觀察2組中資金“脫實向虛”的均值差異。從均值差異檢驗結果來看,2017—2020年的資金“脫實向虛”的均值比2013—2016年均值高了0.031 9,并在1%的顯著性水平上顯著。從統(tǒng)計結果來看,資金“脫實向虛”的傾向一直在持續(xù),它對家族企業(yè)創(chuàng)新的影響應加以關注。

3.3 相關性分析

所有變量的相關性分析矩陣見表2。由表2可知,創(chuàng)新投入(Yinput)與資金“脫實向虛”程度(Xlevel)之間的相關系數(shù)為-0.119,并在1%的顯著性水平上顯著,這表明資金“脫實向虛”程度與創(chuàng)新投入呈現(xiàn)顯著的負相關,由此初步驗證了假設1。

表2 所有變量的相關性分析矩陣Table 2 Correlation analysis matrix for all variables

3.4 多元回歸分析

3.4.1 主效應回歸分析

為驗證資金“脫實向虛”對家族企業(yè)創(chuàng)新的影響,本研究對模型(1)進行檢驗,多元回歸結果見表3。

表3 多元回歸結果Table 3 Multiple regression results

由表3可知,在基準回歸、增加控制變量的回歸及控制年份和行業(yè)回歸的結果中Xlevel的回歸系數(shù)分別為-0.011 9、-0.008 2和-0.008 7,并且都在1%的顯著性水平上顯著,其中控制年份和行業(yè)的回歸結果的經(jīng)濟意義表現(xiàn)為,當家族企業(yè)資金“脫實向虛”程度每增加一個標準差,創(chuàng)新投入(Yinput)大約減少0.15(0.008 7×0.176 8)百分點,該結果證實了假設1,說明家族企業(yè)傾向投資金融資產以獲得豐厚的投資收益,從而擠占了企業(yè)用于創(chuàng)新投入的資金。

3.4.2 家族控制和CEO金融背景的調節(jié)效應

加入調節(jié)變量后,為防止交互項與自變量產生多重共線性問題,在生成交互項之前,對自變量和調節(jié)變量進行中心化處理。為驗證假設2,對模型(2)進行檢驗。從表3的多元回歸結果中可以看出,資金“脫實向虛”程度與家族控制的交互項(Xlevel×Xfamily)的回歸系數(shù)為0.004 7(在5%的顯著性水平上顯著),說明當家族成員通過擔任董事長實現(xiàn)對家族企業(yè)的控制時,會出于對社會情感財富的保護而減少投資短視行為,削弱資金“脫實向虛”對家族企業(yè)創(chuàng)新的抑制作用,由此假設2得到驗證。

為了驗證假設3,本研究檢驗了模型(3)。從表3的回歸結果可以看出,資金“脫實向虛”程度和CEO金融背景的交互項(Xlevel×Xbackground)的回歸系數(shù)為-0.006 4(在5%的顯著性水平上顯著),說明具有金融背景的CEO,更傾向于投資金融領域,有更強的投機心理,從而增強資金“脫實向虛”對家族企業(yè)創(chuàng)新的抑制作用,由此假設3得到驗證。

3.5 行業(yè)異質性分析

表4 行業(yè)異質性分析回歸結果Table 4 Industry heterogeneity analysis regression results

考慮到行業(yè)異質性對資金“脫實向虛”與家族企業(yè)創(chuàng)新關系的影響,將全部樣本劃分為高新技術類家族企業(yè)和非高新技術類家族企業(yè)2類,進行分組回歸,行業(yè)異質性分析回歸結果見表4。由表4可知,高新技術類家族企業(yè)組和非高新技術類家族企業(yè)組的Xlevel回歸系數(shù)分別為-0.016 4、-0.005 3,均在1%的顯著性水平上顯著,并且高新技術類家族企業(yè)的Xlevel的回歸系數(shù)絕對值更大,組間差異系數(shù)顯著,表明高新技術類家族企業(yè)資金“脫實向虛”對創(chuàng)新的抑制作用更大。

3.6 內生性問題

考慮到資金“脫實向虛”程度和創(chuàng)新投入之間可能存在反向因果的內生性問題,選用工具變量法來解決此問題。借鑒王紅建等[33]的研究,將企業(yè)投資收益與凈利潤的比值作為工具變量。本研究采用二階段最小二乘法(two stage least square,2SLS)來檢驗內生性問題,2SLS回歸結果見表5。由表5可知,第一階段中工具變量(Xreturn)的系數(shù)為0.044 4,并在1%的顯著性水平上顯著,表明工具變量與內生性變量(Xlevel)呈現(xiàn)顯著的正相關,同時F統(tǒng)計量為55.97,并顯著大于10,說明不存在弱工具變量,在第二階段中,Xlevel的系數(shù)為-0.021 3,在1%的顯著性水平上顯著,與之前的回歸結果一致,這說明研究的結論具有穩(wěn)健性。

3.7 穩(wěn)健性檢驗

本研究的穩(wěn)健性檢驗包括2個部分,一是改變核心解釋變量的度量方式,即計算資金“脫實向虛”程度時,從金融資產中剔除投資性房地產凈額進行重新回歸;二是子樣本回歸。本研究選取制造業(yè)家族企業(yè)樣本進行重新回歸,2SLS回歸及穩(wěn)健性檢驗結果見表5。從表5可以看出,重新回歸后的結果與研究得出的主要結論保持一致,說明本研究的結果具有穩(wěn)健性。

表5 2SLS回歸及穩(wěn)健性檢驗結果Table 5 2SLS regression and robustness test results

4 建 議

基于以上得出的研究結論,我們提出以下建議。

第一,對家族企業(yè)金融投資行為加強監(jiān)管。家族企業(yè)是技術創(chuàng)新的重要力量,在加大對家族企業(yè)融資支持的同時,可設置家族企業(yè)金融資產配置水平紅線,限制家族企業(yè)總資產中金融資產比率,打擊過度的金融投機行為,避免家族企業(yè)資金“脫實向虛”擠占其創(chuàng)新投入。要特別加強對高新技術類家族企業(yè)金融投資行為的監(jiān)管,引導這類企業(yè)將資金用于創(chuàng)新,提高高新技術類家族企業(yè)的創(chuàng)新能力。

第二,注重發(fā)揮家族控制的優(yōu)勢。當家族成員通過參與管理實現(xiàn)對企業(yè)的控制時,對企業(yè)而言具有一定的益處,因為家族成員為了保護家族利益,會監(jiān)督非家族職業(yè)經(jīng)理人的投資行為,積極引導家族企業(yè)調整金融資產持有量,平衡投資金融產品和投資創(chuàng)新活動的資金,避免資金過度“脫實向虛”。因此,家族企業(yè)要注重發(fā)揮家族控制的優(yōu)勢,促進家族企業(yè)可持續(xù)經(jīng)營。

第三,合理配置高級管理人員團隊。家族企業(yè)應認識到CEO金融背景會影響其投資傾向,因此配置高級管理人員團隊時,應了解他們的從業(yè)背景,選擇不同背景的人員,避免同一背景的人員偏向于同一種投資決策,從而做出不合理的決策,影響家族企業(yè)發(fā)展。

5 結 語

本研究選取2013—2020年A股上市家族企業(yè)為樣本,實證檢驗資金“脫實向虛”對家族企業(yè)創(chuàng)新的影響,考察了家族控制和CEO金融背景對資金“脫實向虛”和家族企業(yè)創(chuàng)新兩者關系的調節(jié)效應,并進一步分析行業(yè)異質性對這一問題的差異性影響。研究結果表明:資金“脫實向虛”抑制家族企業(yè)創(chuàng)新;家族控制會削弱資金“脫實向虛”對家族企業(yè)創(chuàng)新的抑制作用;CEO金融背景會增強資金“脫實向虛”對家族企業(yè)創(chuàng)新的抑制作用;進一步分析發(fā)現(xiàn)當家族企業(yè)為高新技術類企業(yè)時,這種抑制作用更大。然而家族控制不僅包括家族成員參與管理,還包括家族股權的控制,所以在變量衡量方面還需要深入探討。未來,可以將家族控制分為管理控制和股權控制,來探討家族控制異質性對資金“脫實向虛”與家族企業(yè)創(chuàng)新二者關系的影響,以深化家族企業(yè)資金配置方面的研究。