資金“脫實(shí)向虛”對(duì)家族企業(yè)創(chuàng)新的影響研究

惠男男,樂(lè) 云

(浙江科技學(xué)院 經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院,杭州 310023)

中華人民共和國(guó)國(guó)民經(jīng)濟(jì)和社會(huì)發(fā)展第十四個(gè)五年規(guī)劃中強(qiáng)調(diào)要激勵(lì)企業(yè)加大研發(fā)投入,提高企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新能力。家族企業(yè)作為民營(yíng)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(biāo),以往研究認(rèn)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(jìng)爭(zhēng)力。然而,近年來(lái)家族企業(yè)將資金配置金融資產(chǎn)已變得越來(lái)越普遍[3],逐漸脫離實(shí)體投資,影響家族企業(yè)創(chuàng)新。關(guān)于資金“脫實(shí)向虛”對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的影響,主要觀點(diǎn)有“蓄水池”效應(yīng)和“擠出”效應(yīng)。持“蓄水池”效應(yīng)觀點(diǎn)者認(rèn)為,企業(yè)持有金融資產(chǎn),有助于緩解企業(yè)的融資約束,促進(jìn)企業(yè)未來(lái)的創(chuàng)新投入[4]。楊箏等[5]認(rèn)為企業(yè)持有交易性金融資產(chǎn),有助于增強(qiáng)企業(yè)研發(fā)投入的持續(xù)性。持“擠出”效應(yīng)觀點(diǎn)者認(rèn)為,一定時(shí)期內(nèi)企業(yè)投資資金總規(guī)模是固定的,當(dāng)企業(yè)增加金融資產(chǎn)投資時(shí),其用于創(chuàng)新的資金必然會(huì)減少[6],并且在國(guó)有企業(yè)中,這種擠出作用更突出[7]。已有文獻(xiàn)僅考慮國(guó)有企業(yè)和非國(guó)有企業(yè)的差別,而忽略家族企業(yè)特征對(duì)這一問(wèn)題的影響。家族企業(yè)由于受家族控制,會(huì)對(duì)企業(yè)行為產(chǎn)生影響,有研究表明家族控制會(huì)對(duì)代際傳承[8]、投資視野[9]、創(chuàng)新投入[10]產(chǎn)生影響。進(jìn)一步地,戴澤偉等[11]認(rèn)為高級(jí)管理人員金融背景會(huì)促使企業(yè)進(jìn)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(duì)資金“脫實(shí)向虛”與創(chuàng)新的關(guān)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(shí)向虛”對(duì)家族企業(yè)創(chuàng)新的影響,并檢驗(yàn)家族控制和CEO金融背景的調(diào)節(jié)效應(yīng),這有助于發(fā)現(xiàn)家族企業(yè)創(chuàng)新行為的異質(zhì)性,對(duì)促進(jìn)家族企業(yè)合理配置金融資產(chǎn)及提高創(chuàng)新投入意愿具有現(xiàn)實(shí)意義。

1 理論分析與研究假設(shè)

1.1 資金“脫實(shí)向虛”的“擠出”效應(yīng)

資金“脫實(shí)向虛”是企業(yè)資金脫離實(shí)體經(jīng)濟(jì),大量配置到金融、房地產(chǎn)領(lǐng)域,造成資金在虛擬經(jīng)濟(jì)中空轉(zhuǎn)的現(xiàn)象[12]。對(duì)于受融資約束較為嚴(yán)重的企業(yè),其投資行為更加短視,更傾向于投資金融資產(chǎn),而進(jìn)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(yán)重的外部融資約束[14],其投資會(huì)更偏向于金融資產(chǎn)。并且家族企業(yè)股權(quán)較為集中,第二類(lèi)代理問(wèn)題突出[15],控股股東也會(huì)更傾向于投資高收益的金融資產(chǎn)[16]。進(jìn)一步地,家族企業(yè)由于內(nèi)部資金有限,投資組合中存在實(shí)體投資和金融投資替代的情況[17],并對(duì)企業(yè)創(chuàng)新投入產(chǎn)生“擠出”效應(yīng)[18]。另外當(dāng)前家族企業(yè)實(shí)體經(jīng)營(yíng)環(huán)境較差,金融、房地產(chǎn)行業(yè)高額的利潤(rùn)往往會(huì)激發(fā)家族企業(yè)的投機(jī)動(dòng)機(jī),進(jìn)而降低創(chuàng)新投入[19]。綜上所述,家族企業(yè)資金“脫實(shí)向虛”會(huì)對(duì)家族企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)生“擠出”效應(yīng)。因此,提出假設(shè)1:資金“脫實(shí)向虛”抑制家族企業(yè)創(chuàng)新。

1.2 家族控制的治理效應(yīng)

家族控制是家族企業(yè)的特征。周立新[20]認(rèn)為家族控制能體現(xiàn)家族企業(yè)對(duì)社會(huì)情感財(cái)富的追求。家族控制的上市公司更注重企業(yè)長(zhǎng)期發(fā)展,會(huì)更傾向于長(zhǎng)期投資[21],創(chuàng)新投入的意愿更強(qiáng)。同時(shí)傳承能夠?qū)崿F(xiàn)家族控制的延續(xù),對(duì)家族企業(yè)保持家族控制至關(guān)重要[22],促使家族企業(yè)做出使家族財(cái)富增值的決策[23],進(jìn)而增加創(chuàng)新投入。進(jìn)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(dǎo)家族企業(yè)制定長(zhǎng)期發(fā)展戰(zhàn)略,推動(dòng)企業(yè)創(chuàng)新[24]?？梢?jiàn),家族控制有利于緩解資金“脫實(shí)向虛”對(duì)家族企業(yè)創(chuàng)新的“擠出”效應(yīng)。因此,提出假設(shè)2:家族控制會(huì)削弱資金“脫實(shí)向虛”對(duì)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(rèn)為管理層的背景特征會(huì)影響企業(yè)的投資行為。高級(jí)管理人員具有專(zhuān)業(yè)的金融知識(shí)及對(duì)金融市場(chǎng)較高的熟悉程度會(huì)促使他們更偏向投資金融領(lǐng)域[26]。杜勇等[27]認(rèn)為CEO金融背景是高級(jí)管理人員金融背景的重要表現(xiàn)形式,當(dāng)CEO具有金融背景時(shí),更容易對(duì)金融投資表現(xiàn)出過(guò)度自信,這使得企業(yè)投資金融資產(chǎn)的意愿更強(qiáng)。牛菁[28]認(rèn)為具有金融、財(cái)務(wù)與管理等相關(guān)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(guān)。然而,家族企業(yè)將資源轉(zhuǎn)向金融領(lǐng)域,會(huì)使企業(yè)用于創(chuàng)新的資金減少,進(jìn)而抑制企業(yè)進(jìn)行創(chuàng)新投資[29],減少創(chuàng)新投入。因此,提出假設(shè)3:CEO金融背景會(huì)增強(qiáng)資金“脫實(shí)向虛”對(duì)家族企業(yè)創(chuàng)新的抑制作用。

2 研究設(shè)計(jì)

2.1 樣本與數(shù)據(jù)來(lái)源

2008年的金融危機(jī)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(jī)對(duì)資金“脫實(shí)向虛”和家族企業(yè)創(chuàng)新之間的關(guān)系產(chǎn)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(chǔ)上剔除ST和ST*公司、金融類(lèi)和房地產(chǎn)類(lèi)上市家族企業(yè)及數(shù)據(jù)缺失嚴(yán)重的樣本,行業(yè)分類(lèi)按照中國(guó)證監(jiān)會(huì)2012年行業(yè)分類(lèi)細(xì)則,最終得到15個(gè)行業(yè)9 717個(gè)年度觀測(cè)值。為了消除異常值對(duì)回歸結(jié)果的影響,對(duì)所有連續(xù)變量進(jìn)行1%、99%的縮尾處理。所有數(shù)據(jù)均來(lái)自國(guó)泰安數(shù)據(jù)庫(kù)。本研究使用Stata16.0軟件進(jìn)行多元回歸。

2.2 變量定義和度量

解釋變量為資金“脫實(shí)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(chǎn)總額占總資產(chǎn)的比例來(lái)衡量資金“脫實(shí)向虛”程度,即持有金融資產(chǎn)總額占總資產(chǎn)的比例越高,資金“脫實(shí)向虛”的程度越高。本研究將交易性金融資產(chǎn)、衍生金融資產(chǎn)、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(chǎn)凈額、長(zhǎng)期股權(quán)投資與投資性房地產(chǎn)凈額歸屬為金融資產(chǎn)。

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(chǎn)的比值來(lái)衡量創(chuàng)新投入。

調(diào)節(jié)變量為家族控制(Xfamily)和CEO金融背景(Xbackground)。對(duì)于Xfamily,本研究借鑒劉虹[21]的做法,即家族成員是否參與高級(jí)管理人員團(tuán)隊(duì)來(lái)實(shí)現(xiàn)家族對(duì)企業(yè)的控制,但考慮高級(jí)管理人員團(tuán)隊(duì)中,董事長(zhǎng)的權(quán)利一般更大,同時(shí)負(fù)責(zé)制定和決策企業(yè)重大戰(zhàn)略,所以本研究采用董事長(zhǎng)是否由家族成員擔(dān)任來(lái)衡量家族控制,若董事長(zhǎng)由家族成員擔(dān)任,Xfamily取1,否則為0。將Xbackground設(shè)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(huì)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(lái)衡量;企業(yè)規(guī)模(Xsize),用企業(yè)總資產(chǎn)取對(duì)數(shù)來(lái)衡量;盈利能力(Xprofitability),用凈資產(chǎn)與企業(yè)總資產(chǎn)的比值來(lái)衡量;經(jīng)營(yíng)凈現(xiàn)金流(Xcashflow),用經(jīng)營(yíng)活動(dòng)產(chǎn)生的現(xiàn)金凈流量與企業(yè)總資產(chǎn)的比值來(lái)衡量;資產(chǎn)負(fù)債率(Xratio),用企業(yè)總負(fù)債與企業(yè)總資產(chǎn)的比值來(lái)衡量;企業(yè)成長(zhǎng)性(Xgrowth),用營(yíng)業(yè)收入年度增長(zhǎng)率來(lái)衡量;企業(yè)年齡(Xage),用企業(yè)成立年數(shù)加1取對(duì)數(shù)來(lái)衡量;董事長(zhǎng)與總經(jīng)理兼任情況(Xduality),董事長(zhǎng)與總經(jīng)理是否兼任,是取1,否則取0。同時(shí)引入年份固定效應(yīng)(Xyear)和行業(yè)固定效應(yīng)(Xindustry),用以控制不可觀測(cè)時(shí)間因素和行業(yè)差異的影響。

2.3 模型設(shè)計(jì)

為驗(yàn)證資金“脫實(shí)向虛”對(duì)家族企業(yè)創(chuàng)新的影響,本研究構(gòu)建以下模型:

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

(1)

為驗(yàn)證假設(shè)2,在模型(1)的基礎(chǔ)上引入資金“脫實(shí)向虛”程度與家族控制的交互項(xiàng)(Xlevel×Xfamily),構(gòu)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(yàn)證假設(shè)3,在模型(1)的基礎(chǔ)上引入資金“脫實(shí)向虛”程度與CEO金融背景的交互項(xiàng)(Xlevel×Xbackground),構(gòu)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(jī)誤差項(xiàng)。

3 實(shí)證結(jié)果與分析

3.1 描述性統(tǒng)計(jì)

各變量描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果見(jiàn)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(chǎn)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(dá)到11.04%,說(shuō)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(biāo)準(zhǔn)差為0.176 8,從總體上看,家族企業(yè)資金“脫實(shí)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(chǎn)。Xfamily和Xbackground的均值分別為86.43%、6.14%,這說(shuō)明樣本中有86.43%的家族企業(yè)的董事長(zhǎng)由家族成員擔(dān)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(jì)結(jié)果Table 1 Descriptive statistical results of each variable

3.2 組間差異檢驗(yàn)

2016年中央經(jīng)濟(jì)工作會(huì)議中提出要著力振興實(shí)體經(jīng)濟(jì),監(jiān)管部門(mén)陸續(xù)出臺(tái)各項(xiàng)政策避免資金“脫實(shí)向虛”對(duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)造成不利的影響。本研究以2017年為分界線(xiàn),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(shí)向虛”的均值差異。從均值差異檢驗(yàn)結(jié)果來(lái)看,2017—2020年的資金“脫實(shí)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(jì)結(jié)果來(lái)看,資金“脫實(shí)向虛”的傾向一直在持續(xù),它對(duì)家族企業(yè)創(chuàng)新的影響應(yīng)加以關(guān)注。

3.3 相關(guān)性分析

所有變量的相關(guān)性分析矩陣見(jiàn)表2。由表2可知,創(chuàng)新投入(Yinput)與資金“脫實(shí)向虛”程度(Xlevel)之間的相關(guān)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(shí)向虛”程度與創(chuàng)新投入呈現(xiàn)顯著的負(fù)相關(guān),由此初步驗(yàn)證了假設(shè)1。

表2 所有變量的相關(guān)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(yīng)回歸分析

為驗(yàn)證資金“脫實(shí)向虛”對(duì)家族企業(yè)創(chuàng)新的影響,本研究對(duì)模型(1)進(jìn)行檢驗(yàn),多元回歸結(jié)果見(jiàn)表3。

表3 多元回歸結(jié)果Table 3 Multiple regression results

由表3可知,在基準(zhǔn)回歸、增加控制變量的回歸及控制年份和行業(yè)回歸的結(jié)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(jié)果的經(jīng)濟(jì)意義表現(xiàn)為,當(dāng)家族企業(yè)資金“脫實(shí)向虛”程度每增加一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差,創(chuàng)新投入(Yinput)大約減少0.15(0.008 7×0.176 8)百分點(diǎn),該結(jié)果證實(shí)了假設(shè)1,說(shuō)明家族企業(yè)傾向投資金融資產(chǎn)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(diào)節(jié)效應(yīng)

加入調(diào)節(jié)變量后,為防止交互項(xiàng)與自變量產(chǎn)生多重共線(xiàn)性問(wèn)題,在生成交互項(xiàng)之前,對(duì)自變量和調(diào)節(jié)變量進(jìn)行中心化處理。為驗(yàn)證假設(shè)2,對(duì)模型(2)進(jìn)行檢驗(yàn)。從表3的多元回歸結(jié)果中可以看出,資金“脫實(shí)向虛”程度與家族控制的交互項(xiàng)(Xlevel×Xfamily)的回歸系數(shù)為0.004 7(在5%的顯著性水平上顯著),說(shuō)明當(dāng)家族成員通過(guò)擔(dān)任董事長(zhǎng)實(shí)現(xiàn)對(duì)家族企業(yè)的控制時(shí),會(huì)出于對(duì)社會(huì)情感財(cái)富的保護(hù)而減少投資短視行為,削弱資金“脫實(shí)向虛”對(duì)家族企業(yè)創(chuàng)新的抑制作用,由此假設(shè)2得到驗(yàn)證。

為了驗(yàn)證假設(shè)3,本研究檢驗(yàn)了模型(3)。從表3的回歸結(jié)果可以看出,資金“脫實(shí)向虛”程度和CEO金融背景的交互項(xiàng)(Xlevel×Xbackground)的回歸系數(shù)為-0.006 4(在5%的顯著性水平上顯著),說(shuō)明具有金融背景的CEO,更傾向于投資金融領(lǐng)域,有更強(qiáng)的投機(jī)心理,從而增強(qiáng)資金“脫實(shí)向虛”對(duì)家族企業(yè)創(chuàng)新的抑制作用,由此假設(shè)3得到驗(yàn)證。

3.5 行業(yè)異質(zhì)性分析

表4 行業(yè)異質(zhì)性分析回歸結(jié)果Table 4 Industry heterogeneity analysis regression results

考慮到行業(yè)異質(zhì)性對(duì)資金“脫實(shí)向虛”與家族企業(yè)創(chuàng)新關(guān)系的影響,將全部樣本劃分為高新技術(shù)類(lèi)家族企業(yè)和非高新技術(shù)類(lèi)家族企業(yè)2類(lèi),進(jìn)行分組回歸,行業(yè)異質(zhì)性分析回歸結(jié)果見(jiàn)表4。由表4可知,高新技術(shù)類(lèi)家族企業(yè)組和非高新技術(shù)類(lèi)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(shù)類(lèi)家族企業(yè)的Xlevel的回歸系數(shù)絕對(duì)值更大,組間差異系數(shù)顯著,表明高新技術(shù)類(lèi)家族企業(yè)資金“脫實(shí)向虛”對(duì)創(chuàng)新的抑制作用更大。

3.6 內(nèi)生性問(wèn)題

考慮到資金“脫實(shí)向虛”程度和創(chuàng)新投入之間可能存在反向因果的內(nèi)生性問(wèn)題,選用工具變量法來(lái)解決此問(wèn)題。借鑒王紅建等[33]的研究,將企業(yè)投資收益與凈利潤(rùn)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(lái)檢驗(yàn)內(nèi)生性問(wèn)題,2SLS回歸結(jié)果見(jiàn)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(nèi)生性變量(Xlevel)呈現(xiàn)顯著的正相關(guān),同時(shí)F統(tǒng)計(jì)量為55.97,并顯著大于10,說(shuō)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(jié)果一致,這說(shuō)明研究的結(jié)論具有穩(wěn)健性。

3.7 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

本研究的穩(wěn)健性檢驗(yàn)包括2個(gè)部分,一是改變核心解釋變量的度量方式,即計(jì)算資金“脫實(shí)向虛”程度時(shí),從金融資產(chǎn)中剔除投資性房地產(chǎn)凈額進(jìn)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(jìn)行重新回歸,2SLS回歸及穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表5。從表5可以看出,重新回歸后的結(jié)果與研究得出的主要結(jié)論保持一致,說(shuō)明本研究的結(jié)果具有穩(wěn)健性。

表5 2SLS回歸及穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果Table 5 2SLS regression and robustness test results

4 建 議

基于以上得出的研究結(jié)論,我們提出以下建議。

第一,對(duì)家族企業(yè)金融投資行為加強(qiáng)監(jiān)管。家族企業(yè)是技術(shù)創(chuàng)新的重要力量,在加大對(duì)家族企業(yè)融資支持的同時(shí),可設(shè)置家族企業(yè)金融資產(chǎn)配置水平紅線(xiàn),限制家族企業(yè)總資產(chǎn)中金融資產(chǎn)比率,打擊過(guò)度的金融投機(jī)行為,避免家族企業(yè)資金“脫實(shí)向虛”擠占其創(chuàng)新投入。要特別加強(qiáng)對(duì)高新技術(shù)類(lèi)家族企業(yè)金融投資行為的監(jiān)管,引導(dǎo)這類(lèi)企業(yè)將資金用于創(chuàng)新,提高高新技術(shù)類(lèi)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(shì)。當(dāng)家族成員通過(guò)參與管理實(shí)現(xiàn)對(duì)企業(yè)的控制時(shí),對(duì)企業(yè)而言具有一定的益處,因?yàn)榧易宄蓡T為了保護(hù)家族利益,會(huì)監(jiān)督非家族職業(yè)經(jīng)理人的投資行為,積極引導(dǎo)家族企業(yè)調(diào)整金融資產(chǎn)持有量,平衡投資金融產(chǎn)品和投資創(chuàng)新活動(dòng)的資金,避免資金過(guò)度“脫實(shí)向虛”。因此,家族企業(yè)要注重發(fā)揮家族控制的優(yōu)勢(shì),促進(jìn)家族企業(yè)可持續(xù)經(jīng)營(yíng)。

第三,合理配置高級(jí)管理人員團(tuán)隊(duì)。家族企業(yè)應(yīng)認(rèn)識(shí)到CEO金融背景會(huì)影響其投資傾向,因此配置高級(jí)管理人員團(tuán)隊(duì)時(shí),應(yīng)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(jié) 語(yǔ)

本研究選取2013—2020年A股上市家族企業(yè)為樣本,實(shí)證檢驗(yàn)資金“脫實(shí)向虛”對(duì)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(duì)資金“脫實(shí)向虛”和家族企業(yè)創(chuàng)新兩者關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng),并進(jìn)一步分析行業(yè)異質(zhì)性對(duì)這一問(wèn)題的差異性影響。研究結(jié)果表明:資金“脫實(shí)向虛”抑制家族企業(yè)創(chuàng)新;家族控制會(huì)削弱資金“脫實(shí)向虛”對(duì)家族企業(yè)創(chuàng)新的抑制作用;CEO金融背景會(huì)增強(qiáng)資金“脫實(shí)向虛”對(duì)家族企業(yè)創(chuàng)新的抑制作用;進(jìn)一步分析發(fā)現(xiàn)當(dāng)家族企業(yè)為高新技術(shù)類(lèi)企業(yè)時(shí),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(quán)的控制,所以在變量衡量方面還需要深入探討。未來(lái),可以將家族控制分為管理控制和股權(quán)控制,來(lái)探討家族控制異質(zhì)性對(duì)資金“脫實(shí)向虛”與家族企業(yè)創(chuàng)新二者關(guān)系的影響,以深化家族企業(yè)資金配置方面的研究。