非核心家庭成員的所有權(quán)涉入與企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)

李 浩，陳 靜

(武漢大學(xué)經(jīng)濟與管理學(xué)院，湖北 武漢 430072)

一、引 言

風(fēng)險承擔(dān)是企業(yè)投資決策中的一個重要環(huán)節(jié)，反映企業(yè)在實現(xiàn)更高盈利過程中愿意付出成本的傾向。在面對有利的投資機會時，企業(yè)主動承擔(dān)風(fēng)險不僅有助于企業(yè)價值最大化，而且有助于國民經(jīng)濟的長期增長。然而，作為我國民營經(jīng)濟重要組成部分的家族企業(yè)，其投資決策卻往往被認為是偏保守的，其中一個重要表現(xiàn)就是家族企業(yè)的研發(fā)等高風(fēng)險投入相對較低。社會情感財富理論的相關(guān)文獻認為，保有社會情感財富是家族企業(yè)決策的重要參考點，為了維護社會情感財富，在制定投資決策時家族企業(yè)往往會選擇規(guī)避風(fēng)險。在此背景下，探究家族企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)的影響或制約因素具有重要的理論與現(xiàn)實意義。

當(dāng)前,學(xué)者們在考察家族企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)的影響因素方面已經(jīng)取得了顯著成果。外部環(huán)境方面，正式制度與包括社會網(wǎng)絡(luò)、地區(qū)信任在內(nèi)的非正式制度均會對企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)產(chǎn)生重要影響。企業(yè)方面，非家族股東如國有股東、機構(gòu)投資者，多個大股東并存，以及非家族CEO均能抑制控股家族的社會情感財富導(dǎo)向，并且提升家族企業(yè)的風(fēng)險承擔(dān)水平。家族方面，家族整體持有的所有權(quán)比例越高、兩權(quán)分離程度越低，家族越重視社會情感財富的維護，企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平也會越低。

不難發(fā)現(xiàn)，已有文獻主要關(guān)注了“非家族力量”對家族企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)的影響，而對控股家族本身的影響卻關(guān)注不足。家族所有權(quán)涉入是家族企業(yè)的基本特征，家族所有權(quán)涉入為控股家族干預(yù)企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)決策提供了合法性和可能性。雖然已有部分學(xué)者探討了家族整體的所有權(quán)涉入對企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)的影響，但是這些研究大都將家族視為目標(biāo)偏好相同的、完全利他的家族成員的集合，而忽視了家族成員之間的差異以及不同類型家族成員所有權(quán)涉入的異質(zhì)性影響。通過實踐觀察不難發(fā)現(xiàn)，在家族企業(yè)中家族所有權(quán)可能全部由核心家庭成員持有，亦可能由核心家庭成員、非核心家庭成員共同持有。雖然社會情感財富一般被認為是兩類家族成員共有的稟賦，但是與核心家庭成員相比，非核心家庭成員往往更加注重經(jīng)濟目標(biāo)而非社會情感財富目標(biāo)。有鑒于此，對于家族所有權(quán)全部由核心家庭成員持有的企業(yè)與家族所有權(quán)由核心家庭成員、非核心家庭成員共同持有的企業(yè)而言，二者對社會情感財富的偏好程度將會有所不同。此外，已有文獻指出，非核心家庭成員與核心家庭成員共同持有所有權(quán)有助于企業(yè)同時利用兩類家族成員所擁有的資源，從而為企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)提供更多的資源支持。那么，家族所有權(quán)全部由核心家庭成員持有的企業(yè)與家族所有權(quán)由核心家庭成員、非核心家庭成員共同持有的企業(yè)在風(fēng)險承擔(dān)方面是否存在差異？為了回答該問題，本文以2009—2019年中國滬深兩市A股上市家族企業(yè)為研究樣本，實證檢驗了非核心家庭成員的所有權(quán)涉入對企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)的影響。

本文可能的邊際貢獻主要體現(xiàn)在以下兩個方面：(1)已有文獻認為，非核心家庭成員持有所有權(quán)會加劇兩類家族所有者之間的矛盾沖突與代理問題，不利于家族企業(yè)治理效率的提高。從企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)的角度出發(fā)，本文為非核心家庭成員所有權(quán)涉入的治理效應(yīng)提供了經(jīng)驗證據(jù)，并證實了家族成員之間的目標(biāo)差異并不總是會對企業(yè)造成破壞性影響。(2)風(fēng)險承擔(dān)是企業(yè)創(chuàng)新創(chuàng)業(yè)的核心維度，在考察家族企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)的前因變量時，已有研究主要從家族外部治理因素、家族整體涉入的角度出發(fā)，而對家族內(nèi)部特征的關(guān)注相對不足。本文關(guān)注了所有權(quán)涉入過程中家族成員組合的異質(zhì)性，并探討了存在非核心家庭成員所有權(quán)涉入與不存在非核心家庭成員所有權(quán)涉入的企業(yè)在風(fēng)險承擔(dān)方面的不同，豐富了家族企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)前因變量的相關(guān)文獻。

二、文獻回顧與研究假設(shè)

社會情感財富是指家族從企業(yè)中獲得的用于滿足自身情感需求的非經(jīng)濟效益，主要包括家族控制、家族認同、緊密的社會聯(lián)系、情感依戀和跨代傳承五個維度。維護社會情感財富的動機深嵌在與企業(yè)密不可分的家族所有者心中，并且會對家族所有者的風(fēng)險感知與企業(yè)投資決策產(chǎn)生重要影響。盡管風(fēng)險投資能夠賦予企業(yè)價值上行潛力，但其收益具有高度的不確定性，相反，風(fēng)險投資對社會情感財富的威脅卻是確定的。首先，風(fēng)險投資會損害家族控制這一核心社會情感財富，這是因為在風(fēng)險投資過程中，為了獲取外部資金，控股家族有時不得不向外部投資者讓渡部分所有權(quán)，并且家族企業(yè)需要吸納非家族的專業(yè)人士進入管理決策團隊。其次，風(fēng)險投資一旦失敗亦會危及家族聲譽與地位，從而損害家族認同這一社會情感財富。基于上述原因，為了保有社會情感財富，家族所有者往往會規(guī)避回報周期長、風(fēng)險性高的投資項目，即使這些項目的凈現(xiàn)值為正，并且能夠為企業(yè)未來發(fā)展提供競爭優(yōu)勢。然而，家族所有者對社會情感財富的偏好程度具有很強的異質(zhì)性，其中，來自核心家庭的家族所有者的確對社會情感財富有著強烈偏好，但是來自非核心家庭的家族所有者卻更加偏好經(jīng)濟利益而非社會情感財富。因此，家族企業(yè)中是否存在來自非核心家庭的家族所有者，亦即是否存在非核心家庭成員的所有權(quán)涉入，會對家族所有者整體的目標(biāo)偏好與投資決策產(chǎn)生重要影響。

當(dāng)不存在非核心家庭成員的所有權(quán)涉入時，家族所有權(quán)全部由核心家庭成員持有，此時家族所有者整體對社會情感財富的偏好較強。其原因在于，核心家庭成員包括業(yè)主、業(yè)主的配偶、子女、父母以及兄弟姐妹等,對企業(yè)的認同感均比較強。同時，由于核心家庭成員之間親緣關(guān)系緊密，他們之間的信任程度高、凝聚力與合作意愿強，彼此之間會具有很強的利他傾向,具體表現(xiàn)包括核心家庭成員會重視彼此之間的情感依戀，并且核心家庭成員控制的家族企業(yè)更傾向于任命家族CEO以維持家族對企業(yè)的控制。因此，從社會情感財富的角度看，當(dāng)家族所有權(quán)全部由核心家庭成員持有時，家族所有者整體維護社會情感財富的意愿較強，這無疑會使家族企業(yè)的投資決策趨于保守。此外，從資源獲取的角度看，核心家庭成員的數(shù)量一般較少，他們掌握的各類資源有限，并且由于核心家庭成員長期生活在一起，他們掌握的各類資源具有較強的同質(zhì)性，這將不利于企業(yè)的風(fēng)險承擔(dān)。

當(dāng)存在非核心家庭成員的所有權(quán)涉入時，家族所有權(quán)由核心家庭成員與非核心家庭成員共同持有，此時家族所有者整體對社會情感財富的偏好會相對較弱。究其原因在于，利他主義原則多適用于家庭而非家族。由于非核心家庭成員與核心家庭成員并非來自同一個家庭單位，他們之間的利他主義傾向會比較弱，往往更加關(guān)注自身或各自家庭的經(jīng)濟利益而非家族社會情感財富。與此同時，相較于核心家庭成員，非核心家庭成員對家族與企業(yè)的認同程度較低，他們更多地將企業(yè)視為賺錢的工具而非家族榮耀的來源，保有家族社會情感財富甚至維持家族控制并非其決策時關(guān)注的首要目標(biāo)。因此，從社會情感財富的角度看，當(dāng)家族所有權(quán)由核心家庭成員與非核心家庭成員共同持有時，家族所有者整體維護社會情感財富的意愿較弱，其風(fēng)險承擔(dān)意愿相應(yīng)地會比較強烈。此外，從資源獲取的角度看，相較于核心家庭成員，堂表兄弟姐妹、姻親等非核心家庭成員的人數(shù)一般較多，他們掌握的各類資源比較豐富，并且由于非核心家庭成員與核心家庭成員來自不同的家庭，他們掌握的各類資源具有較強的異質(zhì)性。因此，非核心家庭成員的所有權(quán)涉入有助于家族企業(yè)獲取足夠的資源來承擔(dān)風(fēng)險，緩沖承擔(dān)風(fēng)險帶來的不利影響。綜上所述，從社會情感財富與資源獲取的角度出發(fā)，本文提出如下假設(shè)：

H1：非核心家庭成員的所有權(quán)涉入會促進企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)。

三、研究設(shè)計

(一)數(shù)據(jù)來源

本文參考已有研究的界定標(biāo)準，將同時滿足以下兩個條件的企業(yè)視為家族企業(yè)：(1)企業(yè)的實際控制人可以追溯到某一自然人或家族，且自然人或家族整體持有的企業(yè)所有權(quán)比例大于等于10%；(2)至少有兩位及以上存在親緣關(guān)系的家族成員持有企業(yè)所有權(quán)或在企業(yè)任職。按照上述定義，本文以2009—2019年中國滬深兩市A股上市家族企業(yè)為研究樣本，剔除金融保險業(yè)企業(yè)及在樣本期間內(nèi)曾被ST、ST、PT的企業(yè)，剔除有關(guān)變量存在數(shù)據(jù)缺失的觀測值，最終獲得有效樣本企業(yè)1243家，共計5190個企業(yè)-年度觀測值。本文涉及的家族所有者之間的親緣關(guān)系數(shù)據(jù)，主要通過年報、招股說明書、上市公司公告與百度搜索引擎等渠道獲得，其余數(shù)據(jù)均來自國泰安(CSMAR)數(shù)據(jù)庫。此外，本文對所涉主要連續(xù)變量進行了1%的Winsorize縮尾處理。

(二)變量說明

1被解釋變量：企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)()。參考已有研究，首先計算經(jīng)行業(yè)調(diào)整的企業(yè)年度個股回報率(_)，即焦點企業(yè)年度個股回報率與同行業(yè)企業(yè)年度個股回報率均值的差值，然后計算_在(-1,+1)期間的標(biāo)準差，并將該標(biāo)準差作為企業(yè)第年實際風(fēng)險承擔(dān)水平的測度，具體測度公式為：

2解釋變量：非核心家庭成員的所有權(quán)涉入(1)。參照已有研究，將核心家庭成員定義為業(yè)主及其父母、子女、配偶、兄弟姐妹，而將非核心家庭成員定義為業(yè)主的侄子侄女、兒媳、堂兄弟姐妹、女婿、兄弟姐妹的配偶、配偶的父母、配偶的兄弟姐妹、父母的兄弟姐妹、創(chuàng)業(yè)伙伴、親信好友(同鄉(xiāng)、同學(xué)、同事等)。其中，業(yè)主是指持有企業(yè)所有權(quán)比例最高的家族成員?；谏鲜龇诸?，當(dāng)存在非核心家庭成員持有企業(yè)所有權(quán)時，該變量取值為1，否則取值為0。

3控制變量。本文控制了企業(yè)年齡()、負債比率()、資產(chǎn)規(guī)模()、家族所有權(quán)比例()、二代涉入(2)、董事會規(guī)模()、董事長身份()、高管薪酬(3)、CEO持股比例()、機構(gòu)持股比例()、年份虛擬變量()和行業(yè)虛擬變量()的影響。

主要變量的相關(guān)說明見表1。

表1 變量說明

(三)模型設(shè)定

為了驗證H1，本文構(gòu)建模型(1)。其中，代表企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)，1代表非核心家庭成員的所有權(quán)涉入，代表所有控制變量，為隨機誤差項。

(1)

四、 實證結(jié)果與分析

(一)描述性統(tǒng)計

表2 主要變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果

(二)回歸分析

表3為H1的實證檢驗結(jié)果。需要說明的是，回歸分析時本文均使用穩(wěn)健標(biāo)準誤以控制異方差與自相關(guān)問題。第(1)列為企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)對控制變量的回歸結(jié)果。第(2)列的結(jié)果表明，非核心家庭成員的所有權(quán)涉入(1)與企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)()顯著正相關(guān)。第(3)列的結(jié)果表明，即使將被解釋變量企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)替換為+1期，非核心家庭成員的所有權(quán)涉入(1)仍然與企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)()顯著正相關(guān)。上述回歸結(jié)果表明H1得到了支持。

表3 非核心家庭成員所有權(quán)涉入與企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)回歸結(jié)果

(三)穩(wěn)健性檢驗

1更換解釋變量測度。參照已有研究，本文將核心家庭成員的定義更換為業(yè)主及其子女、配偶、父母，而將非核心家庭成員定義為業(yè)主的兄弟姐妹、侄子侄女、兒媳、堂兄弟姐妹、女婿、兄弟姐妹的配偶、配偶的父母、配偶的兄弟姐妹、父母的兄弟姐妹、創(chuàng)業(yè)伙伴、親信好友(同鄉(xiāng)、同學(xué)、同事等)?；谏鲜龇诸?，當(dāng)存在非核心家庭成員持有企業(yè)所有權(quán)時，非核心家庭成員的所有權(quán)涉入(2)取值為1，否則取值為0。表4第(1)列的回歸結(jié)果表明，更換變量測度后非核心家庭成員的所有權(quán)涉入(2)仍然與企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)()顯著正相關(guān)，因此H1仍然成立。

2更換家族企業(yè)樣本篩選標(biāo)準。前文中家族企業(yè)樣本的篩選標(biāo)準之一為家族整體持有的企業(yè)所有權(quán)比例大于等于10，本文將這一篩選標(biāo)準依次更換為15、20、25、30和35以進行穩(wěn)健性檢驗，結(jié)果見表4第(2)—(6)列。回歸結(jié)果表明，在不斷更換家族企業(yè)樣本篩選標(biāo)準后，非核心家庭成員的所有權(quán)涉入(1)仍然與企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)()顯著正相關(guān)，且均至少在5的水平上顯著，因此H1仍然成立。

表4 穩(wěn)健性檢驗結(jié)果

平衡性檢驗結(jié)果表明，匹配前，存在非核心家庭成員所有權(quán)涉入的企業(yè)與不存在非核心家庭成員所有權(quán)涉入的企業(yè)在諸多特征方面均有顯著差異，但在匹配后，兩類企業(yè)之間的特征差異卻不再顯著，這說明PSM匹配效果良好。PSM的回歸結(jié)果表明，在樣本匹配前，處理組與對照組的風(fēng)險承擔(dān)水平差異為0.049。在樣本匹配后，對照組的企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平為0.342，而處理組的企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平為0.381，處理組與對照組的風(fēng)險承擔(dān)水平差異(ATT)為0.039。因此，PSM實證檢驗表明H1仍然成立。

五、機制研究

如前所述，本文的理論分析認為，非核心家庭成員更加偏好經(jīng)濟利益，保有社會情感財富甚至維持家族控制并非其關(guān)注的首要目標(biāo)，因此，非核心家庭成員的所有權(quán)涉入會降低控股家族維護社會情感財富的意愿，進而提升企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平。此外，非核心家庭成員的所有權(quán)涉入能夠為企業(yè)提供更多的異質(zhì)性資源，進而為企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)提供資源支持。在這一部分將對上述機制進行驗證。

首先，家族控制是社會情感財富中的一個核心維度，也是家族維護其他維度社會情感財富的基礎(chǔ)，因此本文驗證了非核心家庭成員的所有權(quán)涉入對家族控制即家族企業(yè)CEO雇傭(_)的影響。_的具體測度為若企業(yè)雇傭家族成員擔(dān)任CEO，則取值為1，否則取值為0。表5第(2)列的回歸結(jié)果表明，非核心家庭成員的所有權(quán)涉入(1)的回歸系數(shù)為-0049且在1水平上顯著，即非核心家庭成員的所有權(quán)涉入會降低雇傭家族CEO的可能性。鑒于已有研究已經(jīng)證實家族成員擔(dān)任CEO時，為了保護社會情感財富，家族CEO往往會選擇規(guī)避風(fēng)險，這意味著非核心家庭成員的所有權(quán)涉入會降低家族CEO任命的可能性，從而提升企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平。

表5 機制驗證結(jié)果

其次，本文驗證了非核心家庭成員的所有權(quán)涉入對企業(yè)融資約束的影響。參照已有研究，構(gòu)造融資約束指數(shù)來衡量企業(yè)面臨的融資約束，指數(shù)越高，企業(yè)面臨的融資約束程度越高。表5第(4)列的回歸結(jié)果表明，非核心家庭成員所有權(quán)涉入(1)的回歸系數(shù)為-0077且在5水平上顯著，即非核心家庭成員的所有權(quán)涉入會緩解企業(yè)融資約束。這意味著非核心家庭成員的所有權(quán)涉入能夠為企業(yè)提供異質(zhì)性資源，從而促進企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)。

六、進一步研究

鑒于非核心家庭成員往往更加注重自身經(jīng)濟利益，風(fēng)險偏好較強，并且掌握著異質(zhì)性資源，因此，非核心家庭成員的所有權(quán)涉入會促進企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)。為了使研究結(jié)論更加可靠，本文進一步探究了非核心家庭成員所有權(quán)涉入異質(zhì)性，即非核心家庭成員持有的所有權(quán)比例、非核心家庭成員的所有權(quán)涉入人數(shù)、非核心家庭成員持有所有權(quán)的同時亦擔(dān)任管理職務(wù)對企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)的影響。最后，本文驗證了非核心家庭成員的所有權(quán)涉入能否通過企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)這一路徑來提升企業(yè)價值。

(一)非核心家庭成員持有的所有權(quán)比例

可以預(yù)期對于存在非核心家庭成員所有權(quán)涉入的企業(yè)，非核心家庭成員持有的所有權(quán)比例越高，非核心家庭成員的財富與家族企業(yè)的關(guān)聯(lián)程度越高，非核心家庭成員對經(jīng)濟目標(biāo)的偏好會越強，再加上非核心家庭成員持有的所有權(quán)比例越高，非核心家庭成員對企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)決策的影響力越強，因此，我們認為非核心家庭成員持有的所有權(quán)比例越高，企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平會越高。與我們的預(yù)期一致，表6第(1)列的回歸結(jié)果表明，非核心家庭成員持有的所有權(quán)比例()與企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)()顯著正相關(guān)。

(二)非核心家庭成員的所有權(quán)涉入人數(shù)

可以預(yù)期對于存在非核心家庭成員所有權(quán)涉入的企業(yè)，非核心家庭成員的所有權(quán)涉入人數(shù)越多，家族所有者整體對社會情感財富的偏好越弱，并且企業(yè)能夠獲取的異質(zhì)性資源更多，因此企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平應(yīng)該會越高。與我們的預(yù)期一致，表6第(2)列的回歸結(jié)果表明，非核心家庭成員的所有權(quán)涉入人數(shù)()與企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)()顯著正相關(guān)。

(三)非核心家庭成員持有所有權(quán)的同時擔(dān)任管理職務(wù)

可以預(yù)期對于存在非核心家庭成員所有權(quán)涉入的企業(yè)，若這些非核心家庭成員同時擔(dān)任管理職務(wù)，非核心家庭成員就能夠直接參與制定企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)決策，那么企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平應(yīng)該會較高。與我們的預(yù)期一致，表6第(3)列的回歸結(jié)果表明，非核心家庭成員持有所有權(quán)的同時擔(dān)任管理職務(wù)(3)與企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)()顯著正相關(guān)。

表6 非核心家庭成員所有權(quán)涉入異質(zhì)性與企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)回歸結(jié)果

(四)非核心家庭成員的所有權(quán)涉入、企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)、企業(yè)價值

本文的研究表明，非核心家庭成員的所有權(quán)涉入會提升企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平，而已有研究發(fā)現(xiàn)企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)能夠提升企業(yè)價值，那么，非核心家庭成員的所有權(quán)涉入能否通過企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)這一路徑提升企業(yè)價值？

遵循溫忠麟和葉寶娟(2014)的檢驗程序，本文使用三步法對上述問題進行實證研究。需要說明的是，本文使用來測度企業(yè)價值。三步法的第一步為非核心家庭成員的所有權(quán)涉入與企業(yè)價值的回歸結(jié)果，表7第(1)列的回歸結(jié)果顯示，非核心家庭成員的所有權(quán)涉入(1)的回歸系數(shù)為正但不顯著。第二步為非核心家庭成員的所有權(quán)涉入與企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)的回歸，第(2)列的回歸結(jié)果顯示，非核心家庭成員的所有權(quán)涉入(1)的回歸系數(shù)為0040且在1水平上顯著。第三步為非核心家庭成員的所有權(quán)涉入、企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)與企業(yè)價值的回歸，第(3)列的回歸結(jié)果顯示，將1和同時放入模型后，企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)()對企業(yè)價值()的回歸系數(shù)為0748且在1水平上顯著。

鑒于三步法檢驗第一步不通過，本文只能按遮掩效應(yīng)立論并進行Sobel檢驗。表7顯示Sobel檢驗Z值為3.525且在1%水平上顯著，因此，企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)在非核心家庭成員的所有權(quán)涉入與企業(yè)價值之間具有遮掩效應(yīng)。這意味著，雖然總體而言非核心家庭成員的所有權(quán)涉入并不能顯著提升企業(yè)價值，但非核心家庭成員所有權(quán)涉入通過促進企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)進而提升企業(yè)價值這一間接影響卻是存在的。

表7 非核心家庭成員所有權(quán)涉入、企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)與企業(yè)價值回歸結(jié)果

七、結(jié)論、啟示與展望

已有文獻大都認為家族整體的所有權(quán)涉入會使家族企業(yè)在投資過程中呈現(xiàn)出風(fēng)險規(guī)避的特點，然而家族并非是一個同質(zhì)化個體的集合，不同類型的家族成員其所有權(quán)涉入具有異質(zhì)性的影響。本文以2009—2019年中國滬深兩市A股上市家族企業(yè)為研究樣本，實證研究發(fā)現(xiàn)非核心家庭成員的所有權(quán)涉入會促進企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)，且該促進作用在經(jīng)過更換解釋變量測度、更換家族企業(yè)樣本篩選標(biāo)準、使用傾向匹配得分法(PSM)等一系列穩(wěn)健性檢驗后依然成立。機制研究表明，非核心家庭成員的所有權(quán)涉入會降低企業(yè)雇傭家族CEO的可能性，并且緩解企業(yè)融資約束，從而提升企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平。本文進一步探討了非核心家庭成員的所有權(quán)涉入異質(zhì)性對企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)的影響，發(fā)現(xiàn)非核心家庭成員持有的所有權(quán)比例越高、非核心家庭成員所有權(quán)涉入的人數(shù)越多，企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平越高，并且相較于非核心家庭成員僅持有企業(yè)所有權(quán)，非核心家庭成員持有所有權(quán)的同時亦擔(dān)任管理職務(wù)時企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平更高。進一步研究亦發(fā)現(xiàn)，企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)在非核心家庭成員的所有權(quán)涉入與企業(yè)價值之間具有遮掩效應(yīng)。

本文具有如下管理啟示：(1)實踐中，對社會情感財富的強烈偏好往往使得家族企業(yè)不愿意開展股權(quán)融資，使得家族企業(yè)在面對有利的風(fēng)險投資機會時缺乏必要的資源。以血緣為紐帶的家族網(wǎng)絡(luò)是中國所有社會關(guān)系網(wǎng)絡(luò)中最為基礎(chǔ)的單元，雖然非核心家庭成員處于家族關(guān)系網(wǎng)絡(luò)中比較疏遠的位置，但他們往往擁有更多異質(zhì)性人力資源與物質(zhì)資源，因此，家族企業(yè)在發(fā)展過程中應(yīng)積極吸納非核心家庭成員成為企業(yè)所有者，以緩解企業(yè)融資約束，而非將企業(yè)所有權(quán)封閉在核心家庭內(nèi)部。(2)核心家庭成員與非核心家庭成員的目標(biāo)偏好與風(fēng)險偏好存在一定程度的差異，這種家族內(nèi)部的差異有助于提高企業(yè)的決策質(zhì)量，包括提升企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平，因此，在家族企業(yè)發(fā)展過程中業(yè)主可以考慮吸納非核心家庭成員參與企業(yè)治理，例如吸納非核心家庭成員成為所有者或管理者。

本研究得出了一些有意義的結(jié)論，但仍存在局限性。從企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)的角度出發(fā)，本文為非核心家庭成員所有權(quán)涉入的治理效應(yīng)提供了經(jīng)驗證據(jù)。然而，本文的研究亦發(fā)現(xiàn)非核心家庭成員的所有權(quán)涉入并不能顯著提升企業(yè)價值，可能的原因在于，雖然非核心家庭成員的所有權(quán)涉入能夠促進企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)進而提升企業(yè)價值，但非核心家庭成員的所有權(quán)涉入亦可能引發(fā)兩類家族所有者的目標(biāo)差異與矛盾，從而對企業(yè)經(jīng)營與價值產(chǎn)生消極影響。有鑒于此，未來研究可以實證探討非核心家庭成員所有權(quán)涉入對企業(yè)的消極影響，以及探索管控兩類家族所有者目標(biāo)分歧的有效措施，以達到“揚長避短”的效果。