资金“脱实向虚”对家族企业创新的影响研究

惠男男,乐 云

(浙江科技学院 经济与管理学院,杭州 310023)

中华人民共和国国民经济和社会发展第十四个五年规划中强调要激励企业加大研发投入,提高企业技术创新能力。家族企业作为民营企业的重要组成部分[1],研究其创新行为特征具有重要意义。创新投入是衡量家族企业创新行为的重要指标,以往研究认为家族企业创新投入意愿比较低[2],这阻碍了家族企业提高核心竞争力。然而,近年来家族企业将资金配置金融资产已变得越来越普遍[3],逐渐脱离实体投资,影响家族企业创新。关于资金“脱实向虚”对企业创新的影响,主要观点有“蓄水池”效应和“挤出”效应。持“蓄水池”效应观点者认为,企业持有金融资产,有助于缓解企业的融资约束,促进企业未来的创新投入[4]。杨筝等[5]认为企业持有交易性金融资产,有助于增强企业研发投入的持续性。持“挤出”效应观点者认为,一定时期内企业投资资金总规模是固定的,当企业增加金融资产投资时,其用于创新的资金必然会减少[6],并且在国有企业中,这种挤出作用更突出[7]。已有文献仅考虑国有企业和非国有企业的差别,而忽略家族企业特征对这一问题的影响。家族企业由于受家族控制,会对企业行为产生影响,有研究表明家族控制会对代际传承[8]、投资视野[9]、创新投入[10]产生影响。进一步地,戴泽伟等[11]认为高级管理人员金融背景会促使企业进行金融投资,这意味着家族企业总经理(chief executive officer,CEO)金融背景对资金“脱实向虚”与创新的关系影响是值得研究的。因此,本研究选取2013—2020年A股上市家族企业为样本,探讨资金“脱实向虚”对家族企业创新的影响,并检验家族控制和CEO金融背景的调节效应,这有助于发现家族企业创新行为的异质性,对促进家族企业合理配置金融资产及提高创新投入意愿具有现实意义。

1 理论分析与研究假设

1.1 资金“脱实向虚”的“挤出”效应

资金“脱实向虚”是企业资金脱离实体经济,大量配置到金融、房地产领域,造成资金在虚拟经济中空转的现象[12]。对于受融资约束较为严重的企业,其投资行为更加短视,更倾向于投资金融资产,而进行创新投入的意愿不高[13]。与非家族企业相比,家族企业面临较为严重的外部融资约束[14],其投资会更偏向于金融资产。并且家族企业股权较为集中,第二类代理问题突出[15],控股股东也会更倾向于投资高收益的金融资产[16]。进一步地,家族企业由于内部资金有限,投资组合中存在实体投资和金融投资替代的情况[17],并对企业创新投入产生“挤出”效应[18]。另外当前家族企业实体经营环境较差,金融、房地产行业高额的利润往往会激发家族企业的投机动机,进而降低创新投入[19]。综上所述,家族企业资金“脱实向虚”会对家族企业创新产生“挤出”效应。因此,提出假设1:资金“脱实向虚”抑制家族企业创新。

1.2 家族控制的治理效应

家族控制是家族企业的特征。周立新[20]认为家族控制能体现家族企业对社会情感财富的追求。家族控制的上市公司更注重企业长期发展,会更倾向于长期投资[21],创新投入的意愿更强。同时传承能够实现家族控制的延续,对家族企业保持家族控制至关重要[22],促使家族企业做出使家族财富增值的决策[23],进而增加创新投入。进一步地,家族成员可以监督非家族职业经理人,减少投资短视行为,引导家族企业制定长期发展战略,推动企业创新[24]。可见,家族控制有利于缓解资金“脱实向虚”对家族企业创新的“挤出”效应。因此,提出假设2:家族控制会削弱资金“脱实向虚”对家族企业创新的抑制作用。

1.3 CEO金融背景与家族企业投资行为

姜付秀等[25]认为管理层的背景特征会影响企业的投资行为。高级管理人员具有专业的金融知识及对金融市场较高的熟悉程度会促使他们更偏向投资金融领域[26]。杜勇等[27]认为CEO金融背景是高级管理人员金融背景的重要表现形式,当CEO具有金融背景时,更容易对金融投资表现出过度自信,这使得企业投资金融资产的意愿更强。牛菁[28]认为具有金融、财务与管理等相关职业背景的家族CEO与家族企业金融投资水平呈正相关。然而,家族企业将资源转向金融领域,会使企业用于创新的资金减少,进而抑制企业进行创新投资[29],减少创新投入。因此,提出假设3:CEO金融背景会增强资金“脱实向虚”对家族企业创新的抑制作用。

2 研究设计

2.1 样本与数据来源

2008年的金融危机影响了企业的投资行为,而这种影响基本上到2012年消失[30]。为了避免金融危机对资金“脱实向虚”和家族企业创新之间的关系产生影响,本研究选取2013—2020年A股上市家族企业为初始样本,在初始样本的基础上剔除ST和ST*公司、金融类和房地产类上市家族企业及数据缺失严重的样本,行业分类按照中国证监会2012年行业分类细则,最终得到15个行业9 717个年度观测值。为了消除异常值对回归结果的影响,对所有连续变量进行1%、99%的缩尾处理。所有数据均来自国泰安数据库。本研究使用Stata16.0软件进行多元回归。

2.2 变量定义和度量

解释变量为资金“脱实向虚”程度(Xlevel)。本研究借鉴黄贤环等[31]的做法,用家族企业持有的金融资产总额占总资产的比例来衡量资金“脱实向虚”程度,即持有金融资产总额占总资产的比例越高,资金“脱实向虚”的程度越高。本研究将交易性金融资产、衍生金融资产、发放贷款及垫款净额、持有至到期投资净额、可供出售金融资产净额、长期股权投资与投资性房地产净额归属为金融资产。

被解释变量为创新投入(Yinput)。本研究用创新投入作为家族企业创新的代理变量,借鉴陈孝明等[32]的做法,用研发投入占企业总资产的比值来衡量创新投入。

调节变量为家族控制(Xfamily)和CEO金融背景(Xbackground)。对于Xfamily,本研究借鉴刘虹[21]的做法,即家族成员是否参与高级管理人员团队来实现家族对企业的控制,但考虑高级管理人员团队中,董事长的权利一般更大,同时负责制定和决策企业重大战略,所以本研究采用董事长是否由家族成员担任来衡量家族控制,若董事长由家族成员担任,Xfamily取1,否则为0。将Xbackground设为虚拟变量,若CEO具有金融背景,Xbackground为1,否则为0。

考虑到家族企业创新还会受到其他因素的影响,本研究引入控制变量,具体包括:第一大股东持股(Xtop1),用第一大股东持股比例来衡量;企业规模(Xsize),用企业总资产取对数来衡量;盈利能力(Xprofitability),用净资产与企业总资产的比值来衡量;经营净现金流(Xcashflow),用经营活动产生的现金净流量与企业总资产的比值来衡量;资产负债率(Xratio),用企业总负债与企业总资产的比值来衡量;企业成长性(Xgrowth),用营业收入年度增长率来衡量;企业年龄(Xage),用企业成立年数加1取对数来衡量;董事长与总经理兼任情况(Xduality),董事长与总经理是否兼任,是取1,否则取0。同时引入年份固定效应(Xyear)和行业固定效应(Xindustry),用以控制不可观测时间因素和行业差异的影响。

2.3 模型设计

为验证资金“脱实向虚”对家族企业创新的影响,本研究构建以下模型:

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

(1)

为验证假设2,在模型(1)的基础上引入资金“脱实向虚”程度与家族控制的交互项(Xlevel×Xfamily),构建以下模型:

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

(2)

为验证假设3,在模型(1)的基础上引入资金“脱实向虚”程度与CEO金融背景的交互项(Xlevel×Xbackground),构建以下模型:

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

(3)

式(1)～(3)中:ε为随机误差项。

3 实证结果与分析

3.1 描述性统计

各变量描述性统计结果见表1。由表1可知,Yinput的平均值为0.023 2,即样本中家族企业研发投入占企业总资产的均值为2%,表明总体上家族企业创新投入较低,而最大值达到11.04%,说明家族企业在创新方面存在较大的差异。Xlevel的均值为0.267 0,最大值为0.947 8,最小值趋于0,标准差为0.176 8,从总体上看,家族企业资金“脱实向虚”程度存在较大差异,中位数(24.17%)表明本研究样本中至少有一半的家族企业持有金融资产。Xfamily和Xbackground的均值分别为86.43%、6.14%,这说明样本中有86.43%的家族企业的董事长由家族成员担任,6.14%的家族企业的CEO具有金融背景。

表1 各变量描述性统计结果Table 1 Descriptive statistical results of each variable

3.2 组间差异检验

2016年中央经济工作会议中提出要着力振兴实体经济,监管部门陆续出台各项政策避免资金“脱实向虚”对实体经济造成不利的影响。本研究以2017年为分界线,将全部样本分为2013—2016年和2017—2020年2组,观察2组中资金“脱实向虚”的均值差异。从均值差异检验结果来看,2017—2020年的资金“脱实向虚”的均值比2013—2016年均值高了0.031 9,并在1%的显著性水平上显著。从统计结果来看,资金“脱实向虚”的倾向一直在持续,它对家族企业创新的影响应加以关注。

3.3 相关性分析

所有变量的相关性分析矩阵见表2。由表2可知,创新投入(Yinput)与资金“脱实向虚”程度(Xlevel)之间的相关系数为-0.119,并在1%的显著性水平上显著,这表明资金“脱实向虚”程度与创新投入呈现显著的负相关,由此初步验证了假设1。

表2 所有变量的相关性分析矩阵Table 2 Correlation analysis matrix for all variables

3.4 多元回归分析

3.4.1 主效应回归分析

为验证资金“脱实向虚”对家族企业创新的影响,本研究对模型(1)进行检验,多元回归结果见表3。

表3 多元回归结果Table 3 Multiple regression results

由表3可知,在基准回归、增加控制变量的回归及控制年份和行业回归的结果中Xlevel的回归系数分别为-0.011 9、-0.008 2和-0.008 7,并且都在1%的显著性水平上显著,其中控制年份和行业的回归结果的经济意义表现为,当家族企业资金“脱实向虚”程度每增加一个标准差,创新投入(Yinput)大约减少0.15(0.008 7×0.176 8)百分点,该结果证实了假设1,说明家族企业倾向投资金融资产以获得丰厚的投资收益,从而挤占了企业用于创新投入的资金。

3.4.2 家族控制和CEO金融背景的调节效应

加入调节变量后,为防止交互项与自变量产生多重共线性问题,在生成交互项之前,对自变量和调节变量进行中心化处理。为验证假设2,对模型(2)进行检验。从表3的多元回归结果中可以看出,资金“脱实向虚”程度与家族控制的交互项(Xlevel×Xfamily)的回归系数为0.004 7(在5%的显著性水平上显著),说明当家族成员通过担任董事长实现对家族企业的控制时,会出于对社会情感财富的保护而减少投资短视行为,削弱资金“脱实向虚”对家族企业创新的抑制作用,由此假设2得到验证。

为了验证假设3,本研究检验了模型(3)。从表3的回归结果可以看出,资金“脱实向虚”程度和CEO金融背景的交互项(Xlevel×Xbackground)的回归系数为-0.006 4(在5%的显著性水平上显著),说明具有金融背景的CEO,更倾向于投资金融领域,有更强的投机心理,从而增强资金“脱实向虚”对家族企业创新的抑制作用,由此假设3得到验证。

3.5 行业异质性分析

表4 行业异质性分析回归结果Table 4 Industry heterogeneity analysis regression results

考虑到行业异质性对资金“脱实向虚”与家族企业创新关系的影响,将全部样本划分为高新技术类家族企业和非高新技术类家族企业2类,进行分组回归,行业异质性分析回归结果见表4。由表4可知,高新技术类家族企业组和非高新技术类家族企业组的Xlevel回归系数分别为-0.016 4、-0.005 3,均在1%的显著性水平上显著,并且高新技术类家族企业的Xlevel的回归系数绝对值更大,组间差异系数显著,表明高新技术类家族企业资金“脱实向虚”对创新的抑制作用更大。

3.6 内生性问题

考虑到资金“脱实向虚”程度和创新投入之间可能存在反向因果的内生性问题,选用工具变量法来解决此问题。借鉴王红建等[33]的研究,将企业投资收益与净利润的比值作为工具变量。本研究采用二阶段最小二乘法(two stage least square,2SLS)来检验内生性问题,2SLS回归结果见表5。由表5可知,第一阶段中工具变量(Xreturn)的系数为0.044 4,并在1%的显著性水平上显著,表明工具变量与内生性变量(Xlevel)呈现显著的正相关,同时F统计量为55.97,并显著大于10,说明不存在弱工具变量,在第二阶段中,Xlevel的系数为-0.021 3,在1%的显著性水平上显著,与之前的回归结果一致,这说明研究的结论具有稳健性。

3.7 稳健性检验

本研究的稳健性检验包括2个部分,一是改变核心解释变量的度量方式,即计算资金“脱实向虚”程度时,从金融资产中剔除投资性房地产净额进行重新回归;二是子样本回归。本研究选取制造业家族企业样本进行重新回归,2SLS回归及稳健性检验结果见表5。从表5可以看出,重新回归后的结果与研究得出的主要结论保持一致,说明本研究的结果具有稳健性。

表5 2SLS回归及稳健性检验结果Table 5 2SLS regression and robustness test results

4 建 议

基于以上得出的研究结论,我们提出以下建议。

第一,对家族企业金融投资行为加强监管。家族企业是技术创新的重要力量,在加大对家族企业融资支持的同时,可设置家族企业金融资产配置水平红线,限制家族企业总资产中金融资产比率,打击过度的金融投机行为,避免家族企业资金“脱实向虚”挤占其创新投入。要特别加强对高新技术类家族企业金融投资行为的监管,引导这类企业将资金用于创新,提高高新技术类家族企业的创新能力。

第二,注重发挥家族控制的优势。当家族成员通过参与管理实现对企业的控制时,对企业而言具有一定的益处,因为家族成员为了保护家族利益,会监督非家族职业经理人的投资行为,积极引导家族企业调整金融资产持有量,平衡投资金融产品和投资创新活动的资金,避免资金过度“脱实向虚”。因此,家族企业要注重发挥家族控制的优势,促进家族企业可持续经营。

第三,合理配置高级管理人员团队。家族企业应认识到CEO金融背景会影响其投资倾向,因此配置高级管理人员团队时,应了解他们的从业背景,选择不同背景的人员,避免同一背景的人员偏向于同一种投资决策,从而做出不合理的决策,影响家族企业发展。

5 结 语

本研究选取2013—2020年A股上市家族企业为样本,实证检验资金“脱实向虚”对家族企业创新的影响,考察了家族控制和CEO金融背景对资金“脱实向虚”和家族企业创新两者关系的调节效应,并进一步分析行业异质性对这一问题的差异性影响。研究结果表明:资金“脱实向虚”抑制家族企业创新;家族控制会削弱资金“脱实向虚”对家族企业创新的抑制作用;CEO金融背景会增强资金“脱实向虚”对家族企业创新的抑制作用;进一步分析发现当家族企业为高新技术类企业时,这种抑制作用更大。然而家族控制不仅包括家族成员参与管理,还包括家族股权的控制,所以在变量衡量方面还需要深入探讨。未来,可以将家族控制分为管理控制和股权控制,来探讨家族控制异质性对资金“脱实向虚”与家族企业创新二者关系的影响,以深化家族企业资金配置方面的研究。