媒體關(guān)注會(huì)提升代際傳承階段家族企業(yè)的創(chuàng)新效率嗎？

李 健，丁 皓，潘 鎮(zhèn)

(南京師范大學(xué)商學(xué)院，江蘇 南京 210023)

一、引 言

改革開放四十余年來，中國民營(yíng)企業(yè)不斷發(fā)展壯大，為經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展作出重要貢獻(xiàn)[1]。作為中國民營(yíng)企業(yè)的一種主要組織形式，家族企業(yè)是國民經(jīng)濟(jì)發(fā)展中不可忽視的企業(yè)群體。然而，根據(jù)波士頓咨詢公司2021年《基業(yè)長(zhǎng)青：家族企業(yè)傳承的成功之道》的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)，中國百強(qiáng)家族企業(yè)中超過25%的一代創(chuàng)始人已年屆七旬，這無疑給家族企業(yè)帶來代際傳承的重大挑戰(zhàn)。與此同時(shí)，在當(dāng)前高度不確定性及充滿競(jìng)爭(zhēng)的市場(chǎng)環(huán)境中，家族企業(yè)需要不斷作出變革以適應(yīng)外部環(huán)境的變化[2]。創(chuàng)新是企業(yè)持續(xù)發(fā)展的不竭動(dòng)力，提高創(chuàng)新水平成為新的歷史條件下家族企業(yè)實(shí)現(xiàn)高質(zhì)量發(fā)展的必由之路[3]。

當(dāng)前，中國家族企業(yè)代際傳承與創(chuàng)新的關(guān)系已成為學(xué)術(shù)界和業(yè)界共同關(guān)注的熱點(diǎn)問題。通過梳理現(xiàn)有的重要文獻(xiàn)，本文發(fā)現(xiàn)該主題仍有以下研究空間：首先，代際傳承與家族企業(yè)創(chuàng)新的邊界條件有待進(jìn)一步豐富。當(dāng)前，學(xué)術(shù)界對(duì)代際傳承是促進(jìn)還是抑制家族企業(yè)創(chuàng)新莫衷一是。有研究認(rèn)為代際傳承階段家族企業(yè)會(huì)因代理問題[3]、速勝動(dòng)機(jī)[4]、短視損失厭惡[5]等降低創(chuàng)新水平。也有研究認(rèn)為，代際傳承家族企業(yè)因代理沖突緩和[6]、父愛主義的“深謀遠(yuǎn)慮”效應(yīng)[2]等提高創(chuàng)新水平。研究結(jié)論的差異說明邊界條件研究的必要性，即關(guān)注在何種情境下代際傳承會(huì)抑制或促進(jìn)家族企業(yè)創(chuàng)新。目前學(xué)術(shù)界普遍認(rèn)為，在代際傳承階段，有利于提升家族企業(yè)創(chuàng)新水平的因素主要分為以下三類：個(gè)體層面因素，如較小的二代年齡[2]、二代上位前較長(zhǎng)的涉入時(shí)間[5]；公司層面因素，如低內(nèi)部沖突水平[3]、高機(jī)構(gòu)持股比例[6]；外部環(huán)境層面因素，如良好的信息環(huán)境[3]、高投資者法律保護(hù)程度[6]。然而在外部環(huán)境層面，尚缺乏媒體關(guān)注調(diào)節(jié)作用的研究。媒體作為一種法律和行政強(qiáng)制力之外的治理機(jī)制，對(duì)公司管理層的決策產(chǎn)生重要影響[7]。2020年中共中央辦公廳、國務(wù)院辦公廳發(fā)布《關(guān)于加快推進(jìn)媒體深度融合發(fā)展的意見》，呼吁建立“新聞+政務(wù)服務(wù)商務(wù)”的新模式。因此，媒體關(guān)注的調(diào)節(jié)作用有待進(jìn)一步明確。并且在高質(zhì)量發(fā)展背景下，有必要進(jìn)一步探索代際傳承對(duì)家族企業(yè)創(chuàng)新效率的影響。當(dāng)前家族企業(yè)跨代創(chuàng)新的研究往往從投入或產(chǎn)出的規(guī)模角度出發(fā)，尚缺乏對(duì)創(chuàng)新效率的關(guān)注?！笆奈濉币?guī)劃提出，經(jīng)濟(jì)發(fā)展由注重?cái)?shù)量、規(guī)模向注重質(zhì)量、效益轉(zhuǎn)變。創(chuàng)新效率與企業(yè)創(chuàng)新資源配置情況有關(guān)，在很大程度上是企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量和能力的體現(xiàn)[8]。同時(shí)，創(chuàng)新活動(dòng)具有不確定性和高風(fēng)險(xiǎn)性，因此企業(yè)創(chuàng)新投入未必能帶來相應(yīng)的創(chuàng)新產(chǎn)出[9]。此外，創(chuàng)新效率兼顧了投入和產(chǎn)出兩部分，也有助于彌合現(xiàn)有代際傳承與家族企業(yè)創(chuàng)新關(guān)系研究中只關(guān)注創(chuàng)新投入或創(chuàng)新產(chǎn)出帶來的結(jié)論沖突。為此，本文探討代際傳承對(duì)家族企業(yè)創(chuàng)新效率的影響以及媒體關(guān)注的調(diào)節(jié)作用，并在拓展性研究中進(jìn)一步分析不同情緒類型媒體關(guān)注對(duì)家族企業(yè)創(chuàng)新效率的影響及可能的作用機(jī)制。

二、理論分析與研究假設(shè)

(一)代際傳承與家族企業(yè)創(chuàng)新效率

社會(huì)情感財(cái)富是家族企業(yè)在長(zhǎng)期經(jīng)營(yíng)過程中獲得的用于滿足自身情感需求的非經(jīng)濟(jì)效用，例如家族權(quán)威、家族價(jià)值觀和歸屬感等[10]。隨著社會(huì)情感財(cái)富理論的不斷發(fā)展與完善，學(xué)者們逐漸認(rèn)識(shí)到家族企業(yè)追求的社會(huì)情感財(cái)富是一個(gè)多維且異質(zhì)的概念[11]。Miller和 Le Breton-Miller (2014)將社會(huì)情感財(cái)富劃分為約束型和延伸型[12]：約束型社會(huì)情感財(cái)富屬于短期的非經(jīng)濟(jì)利益，重點(diǎn)在于保持家族對(duì)企業(yè)的控制，可能導(dǎo)致企業(yè)在戰(zhàn)略上趨于保守；延伸型社會(huì)情感財(cái)富強(qiáng)調(diào)家族企業(yè)的長(zhǎng)期導(dǎo)向，重視維護(hù)家族聲譽(yù)及企業(yè)與合作伙伴的持久關(guān)系。

一方面，隨著家族企業(yè)進(jìn)入代際傳承階段，二代家族成員在權(quán)威合法性方面的不足可能導(dǎo)致家族權(quán)威旁落的風(fēng)險(xiǎn)加大[5]。因此，為確保權(quán)力在一代、二代之間的平穩(wěn)過渡，家族企業(yè)更傾向于關(guān)注避免社會(huì)情感財(cái)富的損失，從而形成維持家族控制這一體現(xiàn)約束型社會(huì)情感財(cái)富的戰(zhàn)略參考點(diǎn)，對(duì)企業(yè)創(chuàng)新的意愿往往并不強(qiáng)烈。此外，在代際傳承階段 ，家族企業(yè)更加看重家族的控制權(quán)，更有可能因避免“分權(quán)”的威脅而降低引入外部人才的意愿。創(chuàng)新效率很大程度上與創(chuàng)新決策的質(zhì)量和執(zhí)行程度有關(guān)[9]，缺乏創(chuàng)新人才使得創(chuàng)新方案質(zhì)量得不到充分保障，最終導(dǎo)致創(chuàng)新效率的降低。另一方面，在企業(yè)長(zhǎng)期的生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)過程中，家族成員逐漸形成對(duì)家族身份的認(rèn)同[13]?！耙暺髽I(yè)為己出”的管家精神使管理層更關(guān)注企業(yè)的價(jià)值提升和長(zhǎng)遠(yuǎn)發(fā)展。企業(yè)創(chuàng)新有助于提升經(jīng)濟(jì)效益和獲得競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)。因此，在代際傳承階段，家族企業(yè)一代企業(yè)家可能會(huì)為二代接班提前謀劃，從而推動(dòng)企業(yè)創(chuàng)新。然而，代際傳承階段資源相對(duì)緊張，合理配置創(chuàng)新資源顯得尤為重要。本文認(rèn)為，在代際傳承階段，家族企業(yè)也可能會(huì)優(yōu)化創(chuàng)新資源配置，以期在資源有限的條件下獲得高效的創(chuàng)新產(chǎn)出，從而提升創(chuàng)新效率。綜上所述，提出如下競(jìng)爭(zhēng)性假設(shè)：

假設(shè)1a：代際傳承階段家族企業(yè)的平均創(chuàng)新效率顯著低于非代際傳承階段家族企業(yè)。

假設(shè)1b：代際傳承階段家族企業(yè)的平均創(chuàng)新效率顯著高于非代際傳承階段家族企業(yè)。

(二)代際傳承、媒體關(guān)注與家族企業(yè)創(chuàng)新效率

根據(jù)社會(huì)認(rèn)同理論，當(dāng)個(gè)體認(rèn)識(shí)到自己屬于某一特定的社會(huì)群體，并且意識(shí)到該群體成員身份所賦予的情感和價(jià)值意義時(shí)，社會(huì)認(rèn)同便得以形成[14]。Riley和Burke(1995)的“認(rèn)同反饋模型”指出，身份認(rèn)同是外部環(huán)境影響和自我意義建構(gòu)的綜合體現(xiàn)[15]。作為一種法律和行政強(qiáng)制力之外的外部治理機(jī)制，媒體具有獨(dú)特的優(yōu)勢(shì)并對(duì)企業(yè)的戰(zhàn)略決策產(chǎn)生重要影響。

一方面，媒體關(guān)注通過“聲譽(yù)機(jī)制”激發(fā)家族企業(yè)管理層的“社會(huì)身份”，增強(qiáng)代際傳承階段家族企業(yè)從事創(chuàng)新活動(dòng)的意愿。隨著家族企業(yè)受媒體關(guān)注程度的升高，家族企業(yè)管理層會(huì)更加看重在社會(huì)公眾面前展現(xiàn)良好的企業(yè)形象。媒體關(guān)注具有傳染效應(yīng)，短時(shí)間產(chǎn)生的社會(huì)輿論會(huì)對(duì)家族成員的聲譽(yù)及企業(yè)的社會(huì)形象產(chǎn)生影響[7]。而在家族企業(yè)代際傳承階段，向外界展現(xiàn)良好的企業(yè)形象顯得尤為重要。在創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)高質(zhì)量發(fā)展的社會(huì)背景下，家族企業(yè)從事創(chuàng)新活動(dòng)是其積極履行社會(huì)責(zé)任、服務(wù)社會(huì)、奉獻(xiàn)社會(huì)的重要體現(xiàn)[2]。積極創(chuàng)新的家族企業(yè)形象，不僅能為二代順利接班創(chuàng)設(shè)有利的輿論環(huán)境，也有助于獲得包括投資者在內(nèi)的社會(huì)公眾的認(rèn)可。另一方面，媒體關(guān)注通過“信息傳播機(jī)制”促進(jìn)創(chuàng)新資源的優(yōu)化配置，提升家族企業(yè)從事創(chuàng)新活動(dòng)的能力。創(chuàng)新投入不足或創(chuàng)新資源配置不合理都可能導(dǎo)致家族企業(yè)創(chuàng)新效率的損失[9]。媒體關(guān)注扮演“信息中介”的角色：媒體將家族企業(yè)經(jīng)營(yíng)決策等信息傳播到外部環(huán)境，使社會(huì)公眾更加了解家族企業(yè)；與此同時(shí)，家族企業(yè)也能從媒體報(bào)道中獲取關(guān)鍵信息，有助于緩解信息不對(duì)稱的問題。信息不對(duì)稱是導(dǎo)致創(chuàng)新摩擦成本增加的重要因素，而媒體通過對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)政策、市場(chǎng)發(fā)展?fàn)顩r等相關(guān)信息的深度報(bào)道，為代際傳承階段家族企業(yè)管理層的創(chuàng)新決策提供信息支持[16]，從而有助于增加創(chuàng)新方案的可行性和減少無效的創(chuàng)新投入。綜上所述，提出以下假設(shè)：

假設(shè)2：媒體關(guān)注在代際傳承與家族企業(yè)創(chuàng)新效率的關(guān)系中發(fā)揮正向調(diào)節(jié)作用。

三、研究設(shè)計(jì)

(一)變量選擇和說明

1.因變量：創(chuàng)新效率(Innov)。參考溫軍和馮根福(2018)的研究[17]，本文以專利申請(qǐng)與研發(fā)投入絕對(duì)值自然對(duì)數(shù)的比值衡量創(chuàng)新效率。考慮到專利申請(qǐng)數(shù)據(jù)比授予量更穩(wěn)定、可靠和及時(shí)[17]，因此該式分子為企業(yè)當(dāng)年發(fā)明專利、實(shí)用新型和外觀設(shè)計(jì)專利的總申請(qǐng)量加上1的自然對(duì)數(shù)，分母為研發(fā)投入絕對(duì)值加上1的自然對(duì)數(shù)(研發(fā)投入的單位為元)。二者的自然對(duì)數(shù)比值代表每單位研發(fā)投入的專利申請(qǐng)數(shù)，即本文的創(chuàng)新效率指標(biāo)。

2.自變量：代際傳承(TS)。參考Li等(2021)的研究[5]，本文將二代進(jìn)入企業(yè)董事會(huì)、高管團(tuán)隊(duì)或監(jiān)事會(huì)到二代擔(dān)任董事長(zhǎng)這段時(shí)間賦值為1，其他賦值為0。

3.調(diào)節(jié)變量：媒體關(guān)注(Tmedia)。網(wǎng)絡(luò)媒體是當(dāng)今大眾接收信息的主要渠道。參考王福勝等(2021)的研究[7]，本文以家族企業(yè)全年被網(wǎng)絡(luò)媒體報(bào)道的次數(shù)加1取自然對(duì)數(shù)來衡量媒體關(guān)注度。

4.控制變量：(1)企業(yè)規(guī)模(Size)，用企業(yè)年總資產(chǎn)的自然對(duì)數(shù)表示。(2)企業(yè)年齡(Age)，用企業(yè)自從成立起存續(xù)年數(shù)的自然對(duì)數(shù)表示。(3)資產(chǎn)負(fù)債率(Lev)，年末總負(fù)債除以年末總資產(chǎn)。(4)資產(chǎn)收益率(ROA)，凈利潤(rùn)除以總資產(chǎn)平均余額。(5)投資機(jī)會(huì)(TobinQ)，用股票市場(chǎng)價(jià)值與債務(wù)賬面價(jià)值之和與總資產(chǎn)賬面價(jià)值的比值來表示。(6)家族涉入程度(FI)，即家族企業(yè)高管團(tuán)隊(duì)中家族成員人數(shù)的占比。(7)兩職合一(Dual)，該變量為虛擬變量，若董事長(zhǎng)與總經(jīng)理是同一人賦值為1，否則為0。(8)管理層持股(Mshare)，管理層持股總數(shù)除以總股數(shù)。(9)機(jī)構(gòu)投資者持股(INST)，機(jī)構(gòu)投資者持股總數(shù)除以流通股數(shù)。(10)股權(quán)集中度(Top10)，前十大股東持股數(shù)量除以總股數(shù)。并且為避免估計(jì)結(jié)果受行業(yè)特性和時(shí)間因素的干擾，本文在模型中加入行業(yè)(Industry)和年份(Year)兩個(gè)虛擬變量。

(二)數(shù)據(jù)來源

本文選取2009—2021年中國上市家族企業(yè)為研究對(duì)象。樣本篩選參考許年行等(2019)的方法[18]：(1)實(shí)際控制人是自然人或是以婚姻和血緣關(guān)系結(jié)成的家族；(2)實(shí)際控制人直接或間接是企業(yè)的第一大股東；(3)至少兩名家族成員在企業(yè)中持股或任職?？紤]到金融行業(yè)的特殊性和數(shù)據(jù)的可靠性，本文剔除金融業(yè)和當(dāng)年新上市的家族企業(yè)，并剔除變量存在缺失值及被ST、*ST的樣本，最終得到9376個(gè)有效觀測(cè)值。為減少極端值對(duì)結(jié)果造成的影響，對(duì)所有連續(xù)變量進(jìn)行1%的縮尾處理。本文通過分析上市家族企業(yè)年報(bào)、招股說明書和上市公告等確定家族企業(yè)一代和二代的職位變動(dòng)情況，從而判斷家族企業(yè)是否處于代際傳承階段。媒體關(guān)注數(shù)據(jù)來源于CNRDS數(shù)據(jù)庫，其他數(shù)據(jù)則全部來自CSMAR數(shù)據(jù)庫。

(三)計(jì)量模型設(shè)定

本文建立回歸模型(1)以考察代際傳承對(duì)家族企業(yè)創(chuàng)新效率的影響，建立回歸模型(2)以考察媒體關(guān)注的調(diào)節(jié)作用。

Innovi，t=β0+β1TSi，t+β2∑Controlsi，t+εi，t

(1)

Innovi，t=β0+β1TSi，t+β2Tmediai，t+β3TSi，t×Tmediai，t+β4∑Controlsi，t+εi，t

(2)

其中，下標(biāo)i代表家族企業(yè)，t代表年份，ε代表殘差?？紤]到因變量家族企業(yè)創(chuàng)新效率不可能為負(fù)，采用OLS模型可能會(huì)導(dǎo)致結(jié)果出現(xiàn)偏差，故本文采用Tobit模型加以改進(jìn)。

四、實(shí)證分析

(一)描述性統(tǒng)計(jì)分析

表1報(bào)告了變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。創(chuàng)新效率(Innov)的均值為0.159，最大值為0.407。代際傳承(TS)的均值為0.171，說明樣本中大約17%的家族企業(yè)經(jīng)歷了代際傳承階段。媒體關(guān)注(Tmedia)最小值為0.693，均值為4.921。在財(cái)務(wù)狀況方面，資產(chǎn)負(fù)債率(Lev)均值為0.360，資產(chǎn)收益率(ROA)的均值為0.050，與其他類似研究中使用的樣本相近。在治理結(jié)構(gòu)方面，家族涉入(FI)的均值為0.191。兩職合一(Dual)的均值是0.406，說明樣本中有約四成的家族企業(yè)采用的是董事長(zhǎng)兼總經(jīng)理的治理模式。管理層持股(Mshare)的均值為0.250，機(jī)構(gòu)投資者持股(INST)的均值為0.305，說明在管理層和機(jī)構(gòu)投資者持股的公司治理模式下，這些主體發(fā)揮了一定的監(jiān)督治理作用。

表1 描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

(二)單變量分析

在進(jìn)行回歸分析前，本文根據(jù)家族企業(yè)是否處于代際傳承階段將樣本企業(yè)劃分為“代際傳承階段”和“非代際傳承階段”兩組，并進(jìn)行均值T檢驗(yàn)。結(jié)果如表2所示，代際傳承階段家族企業(yè)的創(chuàng)新效率均值為0.1558，非代際傳承階段家族企業(yè)的創(chuàng)新效率均值為0.1639，代際傳承階段家族企業(yè)的創(chuàng)新效率比非代際傳承階段低0.0081，且在1%的水平上顯著。初步驗(yàn)證了假設(shè)1a，即代際傳承階段家族企業(yè)的平均創(chuàng)新效率顯著低于非代際傳承階段家族企業(yè)。

表2 獨(dú)立樣本T檢驗(yàn)分析結(jié)果

(三)基準(zhǔn)回歸結(jié)果

表3報(bào)告了代際傳承對(duì)家族企業(yè)創(chuàng)新效率影響的回歸結(jié)果，以及在此基礎(chǔ)上媒體關(guān)注調(diào)節(jié)作用的回歸結(jié)果。模型2中代際傳承(TS)的回歸系數(shù)為-0.0047，且在5%的水平上顯著，說明代際傳承階段家族企業(yè)的平均創(chuàng)新效率顯著低于非代際傳承階段家族企業(yè)，假設(shè)1a得到支持。模型3中代際傳承和媒體關(guān)注的交互項(xiàng)(TS×Tmedia)的回歸系數(shù)為0.0099，且在1%的水平上顯著，假設(shè)2得到驗(yàn)證，即媒體關(guān)注在代際傳承與家族企業(yè)創(chuàng)新效率的關(guān)系中發(fā)揮正向調(diào)節(jié)作用。

表3 代際傳承、媒體關(guān)注與家族企業(yè)創(chuàng)新效率回歸分析

(四)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1.Heckman兩階段法檢驗(yàn)?？紤]到樣本選擇偏差可能帶來內(nèi)生性問題從而造成模型估計(jì)的偏誤，本文采用Heckman兩階段法進(jìn)行樣本選擇偏差的檢驗(yàn)。在中國差序格局的情境中，子女更有可能被選為家族企業(yè)“權(quán)杖交接”的對(duì)象。家族企業(yè)實(shí)際控制人下一代的人數(shù)越多，越有可能選到能力突出又有接班意愿的家族企業(yè)繼承人進(jìn)入代際傳承階段[2]，因此該變量與代際傳承具有相關(guān)性。并且，家族企業(yè)實(shí)際控制人下一代的人數(shù)主要與夫妻雙方生育觀、健康狀況等因素有關(guān)，對(duì)家族企業(yè)創(chuàng)新效率無直接影響，因而具有外生性。

如表4所示，模型1中第一階段Probit模型回歸結(jié)果表明，代際傳承(TS)和家族企業(yè)實(shí)際控制人下一代的人數(shù)(ChildNum)顯著正相關(guān)，說明家族企業(yè)實(shí)際控制人下一代的人數(shù)是代際傳承的有效工具變量。在第二階段回歸中，加入第一階段回歸產(chǎn)生的逆米爾斯比率(IMR)作為控制變量。IMR回歸系數(shù)不顯著，說明由樣本選擇偏差導(dǎo)致的內(nèi)生性問題并不嚴(yán)重。此外，模型2中代際傳承(TS)的回歸系數(shù)為-0.0043，且在5%的水平上顯著，說明代際傳承階段家族企業(yè)的平均創(chuàng)新效率顯著低于非代際傳承階段家族企業(yè)，假設(shè)1a得到支持。

表4 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

2.傾向得分匹配法(PSM)檢驗(yàn)。本文進(jìn)一步采取PSM-OLS法檢驗(yàn)遺漏變量可能帶來的內(nèi)生性問題。本文將代際傳承階段的家族企業(yè)作為處理組，將前文所述的一系列控制變量作為匹配變量，并采用一對(duì)一最近鄰匹配法為處理組尋找特征相似的對(duì)照組。為檢驗(yàn)處理組與對(duì)照組之間是否共同支持假設(shè)，本文繪制了PSM匹配前后處理組與對(duì)照組的傾向得分密度函數(shù)圖(1)限于篇幅，PSM匹配前后的密度函數(shù)圖未列示，作者備索。。回歸結(jié)果如表4所示，模型3中代際傳承(TS)的回歸系數(shù)為-0.0048，且在10%的水平上顯著，說明代際傳承階段家族企業(yè)的平均創(chuàng)新效率顯著低于非代際傳承階段家族企業(yè)，假設(shè)1a得到支持。模型4中代際傳承和媒體關(guān)注的交互項(xiàng)(TS×Tmedia)的回歸系數(shù)為0.0062，且在10%的水平上顯著，假設(shè)2得到支持。

3.調(diào)整樣本為連續(xù)面板數(shù)據(jù)。僅保留連續(xù)3年以上觀測(cè)值的家族企業(yè)樣本，雖然會(huì)使得樣本觀測(cè)值減少451個(gè)，但是多年連續(xù)觀測(cè)值會(huì)更好地反映家族企業(yè)創(chuàng)新效率的變化趨勢(shì)。如表4所示，模型5中代際傳承(TS)的回歸系數(shù)為-0.0043，且在5%的水平上顯著，說明代際傳承階段家族企業(yè)的平均創(chuàng)新效率顯著低于非代際傳承階段家族企業(yè)，假設(shè)1a得到支持。模型6中代際傳承和媒體關(guān)注的交互項(xiàng)(TS×Tmedia)的回歸系數(shù)為0.0100，且在1%的水平上顯著，假設(shè)2得到支持。由此說明，本文的研究結(jié)論不受樣本數(shù)量和時(shí)期變化的影響，具有一定的穩(wěn)健性。

(五)異質(zhì)性分析

1.企業(yè)內(nèi)部層面：信息透明度。企業(yè)信息透明度指企業(yè)財(cái)務(wù)、管理等信息的公開披露程度[19]。參考辛清泉等(2014)的研究[19]，本文從盈余質(zhì)量、信息披露評(píng)級(jí)、分析師和審計(jì)師角度綜合構(gòu)建信息透明度指標(biāo)，并按中位數(shù)分為“高/低信息透明度”組，分組回歸結(jié)果如表5所示。對(duì)比模型1和模型2發(fā)現(xiàn)，基于似無相關(guān)模型(SUR)的檢驗(yàn)結(jié)果，組間系數(shù)存在顯著差異(chi2(1)=4.07，Prob>chi2=0.0437)，這表明媒體關(guān)注的調(diào)節(jié)作用在高信息透明度和低信息透明度的樣本中具有顯著差異。在高信息透明度組中，代際傳承與媒體關(guān)注的交互項(xiàng)(TS×Tmedia)系數(shù)為0.0123，且在1%的水平上顯著，而在低信息透明度組中交互項(xiàng)系數(shù)不顯著。由此說明，在高信息透明度下，媒體關(guān)注的調(diào)節(jié)作用更強(qiáng)。因此，提高企業(yè)信息透明度有利于降低媒體信息的獲取成本，使媒體信息的中介作用得到更充分發(fā)揮。

表5 信息透明度和市場(chǎng)化水平的異質(zhì)性分析

2.外部環(huán)境層面：市場(chǎng)化水平。市場(chǎng)化水平指市場(chǎng)在資源配置中發(fā)揮作用的程度。參考陳巖等(2018)的研究[20]，采用家族企業(yè)所在省份的市場(chǎng)化指數(shù)衡量地區(qū)市場(chǎng)化水平，并按中位數(shù)分為“高/低市場(chǎng)化水平”組，分組回歸結(jié)果如表5所示。對(duì)比模型3和模型4發(fā)現(xiàn)，基于似無相關(guān)模型(SUR)的檢驗(yàn)結(jié)果，組間系數(shù)存在顯著差異(chi2(1)=6.32，Prob>chi2=0.0119)，這表明媒體關(guān)注的調(diào)節(jié)作用在高市場(chǎng)化水平和低市場(chǎng)化水平的樣本中具有顯著差異。在高市場(chǎng)化水平組中，代際傳承與媒體關(guān)注的交互項(xiàng)(TS×Tmedia)系數(shù)為0.0133，且在1%的水平上顯著，而在低市場(chǎng)化水平組中，交互項(xiàng)系數(shù)不顯著。由此說明，在高市場(chǎng)化水平下，媒體關(guān)注的調(diào)節(jié)作用更強(qiáng)。本文認(rèn)為，一方面，在高市場(chǎng)化水平的地區(qū)，基礎(chǔ)設(shè)施較為完備，有助于媒體行業(yè)的規(guī)模化發(fā)展；另一方面，在高市場(chǎng)化水平的地區(qū)，法律監(jiān)管體系更加完備，有助于提高媒體報(bào)道的質(zhì)量和公信力。

(六)拓展性分析

1.媒體關(guān)注調(diào)節(jié)作用的持續(xù)性分析。媒體報(bào)道具有宣傳教化的作用，使受眾的觀念、態(tài)度和行為發(fā)生變化，產(chǎn)生“潤(rùn)物細(xì)無聲”的效果。對(duì)于代際傳承與家族企業(yè)創(chuàng)新效率而言，媒體關(guān)注的正向調(diào)節(jié)作用是否也會(huì)持續(xù)一段時(shí)間？為考察媒體關(guān)注調(diào)節(jié)作用的持續(xù)性，本文探索t期代際傳承和媒體關(guān)注的交互項(xiàng)(TS×Tmedia)與t+i期(i=0，1，2，3，4)的家族企業(yè)創(chuàng)新效率之間的關(guān)系。

回歸結(jié)果如表6所示，t期代際傳承和媒體關(guān)注的交互項(xiàng)(TS×Tmedia)與t+i期(i=0，1，2，3)家族企業(yè)創(chuàng)新效率之間的回歸系數(shù)顯著性呈現(xiàn)下降趨勢(shì)，且t期的代際傳承和媒體關(guān)注的交互項(xiàng)(TS×Tmedia)與t+4期家族企業(yè)創(chuàng)新效率之間的回歸系數(shù)不顯著。這表明媒體關(guān)注的正向調(diào)節(jié)作用能持續(xù)三年，具有延續(xù)性。

表6 媒體關(guān)注調(diào)節(jié)作用的持續(xù)性

2.不同情緒類型媒體關(guān)注調(diào)節(jié)作用的拓展性分析。參考王福勝等(2021)的研究[7]，將媒體關(guān)注進(jìn)一步分為正面、中性和負(fù)面三種類型，將全年網(wǎng)絡(luò)正面、中性和負(fù)面媒體報(bào)道數(shù)加1取自然對(duì)數(shù)作為衡量指標(biāo)，分別考察不同情緒類型媒體關(guān)注在代際傳承和家族企業(yè)創(chuàng)新效率間的調(diào)節(jié)作用，回歸結(jié)果如表7所示。代際傳承與正面媒體關(guān)注的交互項(xiàng)(TS×Posmedia)系數(shù)為0.0077，且在1%的水平上顯著，代際傳承與中性媒體關(guān)注的交互項(xiàng)(TS×Neumedia)以及代際傳承與負(fù)面媒體關(guān)注的交互項(xiàng)(TS×Negmedia)系數(shù)不顯著。綜上所述，媒體關(guān)注中蘊(yùn)含的正面情緒會(huì)激發(fā)家族企業(yè)管理層的創(chuàng)新熱情，從而改善代際傳承階段家族企業(yè)創(chuàng)新效率較低的狀況。這一結(jié)論也呼應(yīng)了社會(huì)認(rèn)同理論，社會(huì)身份是個(gè)體對(duì)社會(huì)群體成員身份的自我感知，積極正面的媒體報(bào)道有助于提升家族企業(yè)管理層的社會(huì)認(rèn)同。

表7 拓展性分析：不同情緒類型媒體關(guān)注的調(diào)節(jié)作用

(七)作用機(jī)制檢驗(yàn)

高質(zhì)量的內(nèi)部控制一方面促進(jìn)家族企業(yè)科學(xué)規(guī)劃創(chuàng)新項(xiàng)目，減少創(chuàng)新摩擦成本；另一方面也有助于及時(shí)發(fā)現(xiàn)、反饋并糾正創(chuàng)新活動(dòng)中的偏差，進(jìn)而降低創(chuàng)新項(xiàng)目的失敗率[21]。因此，本文進(jìn)一步探討媒體關(guān)注是否會(huì)提高代際傳承階段家族企業(yè)的內(nèi)部控制質(zhì)量，進(jìn)而提升家族企業(yè)的創(chuàng)新效率。

參考陳紅等(2018)[21]的研究，使用迪博內(nèi)部控制指數(shù)衡量?jī)?nèi)部控制質(zhì)量。表8中模型2顯示，代際傳承與媒體關(guān)注的交互項(xiàng)(TS×Tmedia)與內(nèi)部控制質(zhì)量(ICI)在1%的水平上顯著正相關(guān)，說明媒體關(guān)注顯著提升了代際傳承階段家族企業(yè)的內(nèi)部控制質(zhì)量。模型3中交互項(xiàng)(TS×Tmedia)系數(shù)變小且顯著性水平降低，說明內(nèi)部控制質(zhì)量在其中發(fā)揮部分中介效應(yīng)。Sobel檢驗(yàn)結(jié)果顯示Z值為2.3022，同樣說明媒體關(guān)注通過提高代際傳承階段家族企業(yè)的內(nèi)部控制質(zhì)量進(jìn)而提升創(chuàng)新效率的機(jī)制得到驗(yàn)證。

表8 作用機(jī)制檢驗(yàn)

五、結(jié)論與啟示

(一)研究結(jié)論

在高質(zhì)量發(fā)展背景下，本文選取2009—2021年中國上市家族企業(yè)為樣本，研究代際傳承對(duì)家族企業(yè)創(chuàng)新效率的影響以及媒體關(guān)注的調(diào)節(jié)作用，主要研究結(jié)論如下：(1)代際傳承階段家族企業(yè)的平均創(chuàng)新效率顯著低于非代際傳承階段家族企業(yè)。(2)媒體關(guān)注在代際傳承與家族企業(yè)創(chuàng)新效率的關(guān)系中發(fā)揮正向調(diào)節(jié)作用，且媒體關(guān)注的調(diào)節(jié)作用具有一段時(shí)間的持續(xù)性。(3)異質(zhì)性分析顯示，對(duì)處于市場(chǎng)化水平較高地區(qū)的家族企業(yè)和自身信息透明度較高的家族企業(yè)而言，媒體關(guān)注的正向調(diào)節(jié)作用更強(qiáng)。(4)進(jìn)一步分析不同情緒類型媒體關(guān)注的調(diào)節(jié)作用，結(jié)果表明，相較于負(fù)面媒體關(guān)注和中性媒體關(guān)注，正面媒體關(guān)注的調(diào)節(jié)作用更為明顯。(5)機(jī)制檢驗(yàn)結(jié)果表明，媒體關(guān)注通過提高代際傳承階段家族企業(yè)的內(nèi)部控制質(zhì)量，進(jìn)而提升家族企業(yè)的創(chuàng)新效率。

(二)管理啟示

第一，媒體的力量不容小覷，因此要充分發(fā)揮媒體關(guān)注的協(xié)同治理作用。在關(guān)鍵的家族企業(yè)代際傳承階段，媒體關(guān)注能夠提升家族企業(yè)的創(chuàng)新意愿和創(chuàng)新能力，從而有效提升家族企業(yè)的創(chuàng)新效率。同時(shí)，媒體關(guān)注“潤(rùn)物細(xì)無聲”，其影響具有一段時(shí)間的持續(xù)性。作為一種法律和行政強(qiáng)制力之外的外部治理機(jī)制，媒體具有獨(dú)特的優(yōu)勢(shì)，對(duì)企業(yè)的戰(zhàn)略決策產(chǎn)生重要影響。在媒體融合的現(xiàn)實(shí)背景下，媒體的公司治理作用應(yīng)得到充分重視。當(dāng)前，中國家族企業(yè)正面臨代際傳承和創(chuàng)新轉(zhuǎn)型的雙重挑戰(zhàn)，需要建立政府、媒體、公眾和企業(yè)的多元共治體系，充分引導(dǎo)全社會(huì)認(rèn)可和支持“勇于創(chuàng)新、善于創(chuàng)新”的家族企業(yè)，幫助家族企業(yè)順利度過代際傳承階段并實(shí)現(xiàn)創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)高質(zhì)量發(fā)展。

第二，對(duì)處于高市場(chǎng)化水平地區(qū)的家族企業(yè)和高信息透明度的家族企業(yè)而言，媒體關(guān)注的作用能夠得到更充分的發(fā)揮。一方面，家族企業(yè)應(yīng)進(jìn)一步完善治理機(jī)制，著力提高企業(yè)信息透明度。事實(shí)上，提升家族企業(yè)的公司治理和經(jīng)營(yíng)管理水平也是家族企業(yè)現(xiàn)代化轉(zhuǎn)型的應(yīng)有之義[22]。另一方面，良好的市場(chǎng)環(huán)境為媒體關(guān)注發(fā)揮公司治理作用提供了保障。由于歷史地理等原因，中國不同地區(qū)市場(chǎng)化水平存在很大差異。為此，政府應(yīng)積極推進(jìn)市場(chǎng)化進(jìn)程，為家族企業(yè)的跨代創(chuàng)新賦能增效，使高質(zhì)量發(fā)展戰(zhàn)略真正落地見效。

(三)不足與未來展望

首先，本文在媒體關(guān)注指標(biāo)的選取過程中僅考慮網(wǎng)絡(luò)媒體報(bào)道。傳統(tǒng)紙質(zhì)媒體如報(bào)刊、雜志等是否會(huì)對(duì)代際傳承階段家族企業(yè)的創(chuàng)新效率產(chǎn)生影響，有待進(jìn)一步探索。其次，本文在研究媒體關(guān)注的作用機(jī)制時(shí)，僅研究了內(nèi)部控制質(zhì)量的中介作用，未來可考慮其他中介變量，進(jìn)一步打開媒體關(guān)注公司治理作用的“黑箱”。最后，中國現(xiàn)實(shí)情境下代際傳承與家族企業(yè)創(chuàng)新的關(guān)系具有一定的特殊性和復(fù)雜性，未來可以結(jié)合具體行業(yè)或者典型案例，采用扎根理論等方法深入研究。