掏空行為、家族管理涉入與企業(yè)創(chuàng)新

代 文， 張思宇

(湖北工業(yè)大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院， 湖北 武漢 430068)

《Tharawat》雜志調(diào)查發(fā)現(xiàn)，截至2017年，我國(guó)家族企業(yè)的占比已增至66%，貢獻(xiàn)的GDP高達(dá)65%以上。但根據(jù)2016年中歐-上海信托發(fā)布的《中國(guó)上市家族企業(yè)創(chuàng)新報(bào)告》可知，在家族企業(yè)創(chuàng)新投入與非家族企業(yè)持平的情況下，創(chuàng)新產(chǎn)出卻遠(yuǎn)低于非家族企業(yè)。

申宇等(2017)表示企業(yè)創(chuàng)新是一種耗時(shí)長(zhǎng)、投資大、風(fēng)險(xiǎn)高的投資行為[1]，與一般的投資行為相比，有兩個(gè)重要因素會(huì)對(duì)其產(chǎn)生重大影響。一是大股東掏空效應(yīng)。李增泉等(2004)利用我國(guó)上市公司關(guān)聯(lián)交易數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，從所有權(quán)結(jié)構(gòu)的角度入手，探討了影響資金占用行為的重要因素[2]。葉勇等(2017)將我國(guó)家族上市公司控股股東的掏空行為作為切入點(diǎn)，從媒體的視角研究了媒體監(jiān)督、經(jīng)理人特征與掏空之間的關(guān)系，認(rèn)為當(dāng)經(jīng)理人為職業(yè)經(jīng)理人時(shí)媒體監(jiān)督對(duì)掏空的影響較大[3]。二是經(jīng)理人與股東之間的代理問(wèn)題。姜付秀等(2017)從第二類代理問(wèn)題的視角探究了聘用非家族成員擔(dān)任董事長(zhǎng)對(duì)投資決策的影響，發(fā)現(xiàn)家族成員隱居幕后會(huì)加劇代理問(wèn)題，抑制公司創(chuàng)新[4]。鐘宇翔等(2017)研究發(fā)現(xiàn)，經(jīng)理人私人成本的增加及“職業(yè)憂慮”誘發(fā)的短視行為，將削弱企業(yè)的創(chuàng)新意愿進(jìn)而抑制創(chuàng)新[5]。Miglioria S等(2020)則從家族管理的角度探討了家族成員管理是如何影響企業(yè)創(chuàng)新投入傾向的[6]?；谄髽I(yè)創(chuàng)新影響因素的理論分析，本文認(rèn)為，家族管理涉入作為家族企業(yè)掏空行為對(duì)企業(yè)創(chuàng)新調(diào)節(jié)的一種手段，可通過(guò)影響企業(yè)的代理問(wèn)題，最終對(duì)企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)生影響。

1 理論分析與研究假設(shè)

1.1 掏空行為與企業(yè)創(chuàng)新

Johnson 等(2000)認(rèn)為，掏空是指控股股東為了自身利益將公司的資產(chǎn)和利潤(rùn)轉(zhuǎn)移出去。據(jù)《財(cái)經(jīng)》雜志報(bào)道，上市公司中控股股東通過(guò)關(guān)聯(lián)交易、資金占用等方式進(jìn)行的掏空行為尤為嚴(yán)重?，F(xiàn)代的家族企業(yè)以家族成員參與管理，造成了嚴(yán)重的代理問(wèn)題。公司大股東及其代理人控制董事會(huì)和公司的經(jīng)營(yíng)管理，導(dǎo)致公司治理結(jié)構(gòu)嚴(yán)重失衡，因缺少監(jiān)督導(dǎo)致?lián)p害中小股東利益的現(xiàn)象時(shí)有發(fā)生。家族企業(yè)的控股股東傾向于選擇資金占用的掏空方式侵占公司利益。馬曙光等(2005)認(rèn)為資金占用是直接減少了公司的經(jīng)營(yíng)現(xiàn)金流[7]，而控股股東掏空行為一旦占用企業(yè)經(jīng)營(yíng)現(xiàn)金流，將可能影響到企業(yè)用于投資活動(dòng)的資金配置，降低企業(yè)對(duì)投資機(jī)會(huì)的敏感性，最終錯(cuò)過(guò)投資機(jī)會(huì)。因此，控股股東實(shí)施的掏空行為會(huì)對(duì)上市公司的資本投資形成擠占效應(yīng)，抑制正常的資本投資規(guī)模，令企業(yè)難以捕捉潛在的投資機(jī)會(huì)?；诖?，本文提出

假設(shè)1：掏空行為會(huì)抑制企業(yè)創(chuàng)新。

1.2 掏空行為與企業(yè)創(chuàng)新：基于家族管理涉入的調(diào)節(jié)

研究者普遍認(rèn)為家族涉入企業(yè)是家族企業(yè)獨(dú)一無(wú)二的特征，且家族所涉入的方面包括所有權(quán)和管理等[8]。家族管理涉入一般是家族成員通過(guò)擔(dān)任董事長(zhǎng)或總經(jīng)理參與企業(yè)經(jīng)營(yíng)管理的一種手段，這能夠使家族所有者了解研發(fā)過(guò)程中的各個(gè)環(huán)節(jié)，緩解經(jīng)營(yíng)者與代理者之間的信息不對(duì)稱。因此家族管理涉入是家族涉入企業(yè)經(jīng)營(yíng)管理的關(guān)鍵所在，體現(xiàn)了家族在管理及經(jīng)營(yíng)企業(yè)中的職責(zé)以及家族參與企業(yè)戰(zhàn)略決策執(zhí)行過(guò)程的特征。

本文從兩個(gè)方面分析家族管理涉入對(duì)掏空行為與企業(yè)創(chuàng)新的調(diào)節(jié)效應(yīng)。

1)基于外部監(jiān)督因素。黃海杰等(2018)認(rèn)為聲譽(yù)是一項(xiàng)能夠?yàn)槠髽I(yè)家?guī)?lái)收益的無(wú)形資產(chǎn)[9]。當(dāng)家族成員參與企業(yè)管理時(shí)，不管是社會(huì)地位還是社會(huì)聲譽(yù)都會(huì)提高，同時(shí)其掏空行為也更易被投資者、債權(quán)人、監(jiān)管機(jī)構(gòu)等發(fā)覺(jué)。因此家族成員為了避免被外部監(jiān)督者發(fā)現(xiàn)其私利行為，進(jìn)而減少其掏空行為。掏空行為的減少有利于企業(yè)創(chuàng)新；

2)基于家族成員情感因素。朱沆等(2016)指出當(dāng)家族成員參與公司經(jīng)營(yíng)管理時(shí)，社會(huì)情感財(cái)富是為了家族企業(yè)能夠長(zhǎng)盛不衰，家族成員無(wú)怨無(wú)悔、不求回報(bào)的非財(cái)務(wù)精神[10]。為了維護(hù)家族的利益，家族成員會(huì)更強(qiáng)調(diào)家族企業(yè)的傳承，更關(guān)注企業(yè)的長(zhǎng)期發(fā)展，因此會(huì)減少掏空行為而進(jìn)行長(zhǎng)期性、高投入、高風(fēng)險(xiǎn)的研發(fā)活動(dòng)，這有利于企業(yè)的創(chuàng)新實(shí)踐活動(dòng)?；诖?，提出

假設(shè)2：家族管理涉入會(huì)減弱掏空行為對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的抑制作用。

2 研究設(shè)計(jì)

2.1 樣本選擇與數(shù)據(jù)來(lái)源

借鑒許靜靜等(2011)有關(guān)家族企業(yè)的定義[11]。定義標(biāo)準(zhǔn)如下：1)最終控制人能夠追溯到自然人或家族；2)該自然人或家族對(duì)上市公司具有實(shí)質(zhì)控制權(quán)；3)最終控制人直接或間接是上市公司第一大股東。根據(jù)以上標(biāo)準(zhǔn)，本文以2015-2019年所有的A股中國(guó)家族上市公司作為初始樣本，剔除：當(dāng)年ST公司、金融保險(xiǎn)業(yè)公司、主要數(shù)據(jù)缺失的樣本，最終獲得8100個(gè)有效觀測(cè)值。為了消除極端值的干擾，對(duì)連續(xù)變量都在1%和99%分位水平下進(jìn)行了縮尾處理(表1)。

表1 變量說(shuō)明

2.2 研究模型

為了檢驗(yàn)家族企業(yè)掏空行為與企業(yè)創(chuàng)新之間的相互關(guān)系，借鑒姜付秀等(2017)[4]、白俊紅等(2011)[12]以及許永斌等(2020)[8]成果，構(gòu)建以下基本檢驗(yàn)?zāi)Ｐ停?/p>

RD-inti,t=α+β1OCCUi,t+β2Sizei,t+β3ROAi,t+
β4Agei,t+β5CDi,t+β6TOP1i,t+β7DARi,t+
β8CRi,t+∑Industry+∑Year+ε

(1)

LNPATi,t=α+β1OCCUi,t+β2Sizei,t+β3ROAi,t+
β4Agei,t+β5CDi,t+β6TOP1i,t+β7DARi,t+
β8CRi,t+∑Industry+∑Year+ε

(2)

為了檢驗(yàn)家族管理涉入對(duì)家族企業(yè)掏空行為對(duì)企業(yè)創(chuàng)新效應(yīng)的影響，在模型(1)、(2)基礎(chǔ)上加入交互性，構(gòu)建以下實(shí)證模型：

RD-inti,t=α+β1OCCUi,t+β2FIMi,t+β3OCCUi,t×FIMi,t+
β4Sizei,t+β5ROAi,t+β6Agei,t+β7CDi,t+β8TOP1i,t+
β9DARi,t+β10CRi,t+∑Industry+∑Year+ε

(3)

LNPATi,t=α+β1OCCUi,t+β2FIMi,t+
β3OCCUi,t×FIMi,t+β4Sizei,t+
β5ROAi,t+β6Agei,t+β7CDi,t+β8TOP1i,t+
β9DARi,t+β10CRi,t+∑Industry+∑Year+ε

(4)

3 實(shí)證分析

3.1 描述性統(tǒng)計(jì)

由表2可知，變量RD-int最大值為25.370，最小值為0.070，方差為2.522，表明家族企業(yè)對(duì)創(chuàng)新投入總體存在較大差異，各企業(yè)投入水平相差懸殊。OCCU最小值為0，最大值為0.108，均值為0.013，反映了公司資金占用存在明顯的差異。FIM的均值為0.874，表明中國(guó)家族上市公司由終極控制自然人擔(dān)任董事長(zhǎng)或總經(jīng)理的現(xiàn)象非常普遍。

表2 主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)

3.2 相關(guān)性分析

在做多元回歸分析之前，本文運(yùn)用Stata統(tǒng)計(jì)軟件對(duì)變量之間的相關(guān)性進(jìn)行初步分析，并得到如表3所示的變量的Pearson相關(guān)系數(shù)矩陣。表3顯示：變量RD-int與OCCU之間的相關(guān)系數(shù)為-0.008，變量LNPAT與OCCU之間的相關(guān)系數(shù)為-0.049，且顯著負(fù)相關(guān)。初步表明，資金占用與研發(fā)投入強(qiáng)度負(fù)相關(guān)，但這種負(fù)相關(guān)并不顯著，或許是因?yàn)槎咧g的關(guān)系尚受到其他控制變量影響，因此，本文尚需要將二者置于加入控制變量之后的模型做進(jìn)一步的回歸分析；變量RD-int與FIM之間的系數(shù)為0.063且在1%的顯著性水平上顯著，這表明家族管理涉入與企業(yè)創(chuàng)新投入水平顯著正相關(guān)。

表3 主要變量的Pearson相關(guān)系數(shù)

3.3 回歸結(jié)果分析

在對(duì)變量之間的相關(guān)性進(jìn)行了分析之后，本文運(yùn)用Stata統(tǒng)計(jì)軟件相應(yīng)做了多元回歸分析，并得到如表4所示的多元回歸結(jié)果。

表4 掏空行為、家族管理涉入與企業(yè)創(chuàng)新的回歸結(jié)果

為了檢驗(yàn)控股股東試圖“掏空”對(duì)企業(yè)創(chuàng)新會(huì)產(chǎn)生如何的影響，本文借鑒馬曙光等(2005)[7]等的方法，將資金占用為正的樣本定義為“掏空”樣本，并基于此樣本對(duì)模型(1)(2)進(jìn)行回歸分析。在控制家族管理涉入的情況下，OCCU與企業(yè)創(chuàng)新投入、企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出為負(fù)，且自5%的水平上顯著，表明家族企業(yè)控股股東“掏空”程度越高，企業(yè)創(chuàng)新投入與創(chuàng)新產(chǎn)出越小。該結(jié)果符合本文假設(shè)1的理論預(yù)期。

為了檢驗(yàn)家族管理涉入對(duì)資金占用與企業(yè)創(chuàng)新的調(diào)節(jié)效應(yīng)，在模型(1)的基礎(chǔ)上加入交互項(xiàng)，得到新的模型(3)與模型(4)。從表4模型(3)中可以看出，交互項(xiàng)回歸系數(shù)為11.346，通過(guò)了5%水平的顯著性檢驗(yàn)。由于引入的交互項(xiàng)通過(guò)了顯著性檢驗(yàn)，而且引入的家族管理涉入也通過(guò)了顯著性檢驗(yàn)，這說(shuō)明家族管理涉入在資金占用影響創(chuàng)新投入水平的過(guò)程中起到了正向調(diào)節(jié)作用。

表5 樣本回歸結(jié)果

4 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

4.1 改變創(chuàng)新投入度量方法

為了使結(jié)果更加穩(wěn)健，本文采用替換變量對(duì)模型(1)(3)進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。對(duì)被解釋變量的主變量創(chuàng)新投入采用RD=研發(fā)投入與總資產(chǎn)的比值作為替換變量，排除了企業(yè)規(guī)模大小的影響。在模型(1)(3)的基礎(chǔ)上將RD-int替換為RD，回歸結(jié)果如表5所示。在替換變量后，資金占用對(duì)創(chuàng)新投入的影響更加顯著，家族管理涉入的影響在1%的水平下顯著，且具有顯著的調(diào)節(jié)作用，結(jié)果與前文一致。

4.2 改變資金占用度量方法

為使結(jié)果更加穩(wěn)健，本文還替換了解釋變量進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，用替換變量“OCCU-1=(其他應(yīng)收款-其他應(yīng)付款)/總資產(chǎn)”來(lái)重新衡量資金占用程度。在模型(1)中，將OCCU替換為OCCU-1，在模型(3)中將OCCU替換為OCCU-1，OCCU×FIM替換為OCCU-1×FIM，回歸結(jié)果如表5所示。在模型(1)中，資金占用依舊與創(chuàng)新投入顯著負(fù)相關(guān)，模型(3)中，在加入家族管理涉入的情況下，這種負(fù)向調(diào)節(jié)依舊顯著，即在家族管理涉入的情況下會(huì)抑制資金占用對(duì)創(chuàng)新投入的影響。結(jié)果與前文一致，因此研究結(jié)論具有穩(wěn)健性。

5 結(jié)論

本文以2015-2019年A股上市家族企業(yè)作為研究樣本，發(fā)現(xiàn)當(dāng)家族企業(yè)控股股東存在掏空行為時(shí)，企業(yè)創(chuàng)新水平就會(huì)降低。檢驗(yàn)表明，家族企業(yè)的董事長(zhǎng)或總經(jīng)理由家族成員擔(dān)任，則削弱了上市公司的掏空行為對(duì)創(chuàng)新投入強(qiáng)度的負(fù)向影響。