家族企业是否更具创新投入倾向是学界关注的一大热点话题。已有研究多以家族导向的特殊行为视角进行解释(Carney,2005;De Massi等,2014),尤其是基于社会情感财富理论,有学者把家族对企业控制、家族财富以及非经济目标的偏好视为企业创新行为差异的根源(Gómez-Mejía等,2007)。然而,现有探究家族因素对企业创新影响的研究结论仍尚未清晰(陈建林等,2018)。尽管部分学者强调家族非经济利益追求会引导家族重视对企业的控制,并进而导致家族企业所有者和管理者过于保守的风险倾向(Zahra,2005),呈现出战略保守和创新不足的特质。但近来也有学者指出,家族对企业的长期控制愿望反而会导致企业的长期导向决策偏好,朱沆等(2016)发现与强调短期控制的约束型社会情感财富会抑制企业创新投入不同,与家族长期控制愿望相联结的延伸型社会情感财富则会促进企业的创新投入倾向。
作为家族长期控制愿望的一个重要维度和信号,家族对企业世代传承的谋求使其通过创新来满足长期生存的需要愈发明显(Cruz和Nordqvist,2012)。然而,尽管现有研究都表明传承是影响家族创新的一个重要因素(Beck等,2011;黄海杰等,2018),但将传承因素纳入家族企业创新研究的结论却仍存在冲突。主流的社会情感财富理论强调家族企业的传承意愿会导致企业重视长期导向决策并进而促进其创新投入(朱沆等,2016)。与此同时,也有一些实证研究发现,代际传承会显著降低家族企业创新水平(赵晶和孟维烜,2016)。
已有研究的相互矛盾为挖掘传承背景下的家族企业创新机制提出了更高的要求。一方面,现有研究仍未将外部继任者,即职业经理人纳入研究框架。根据福布斯发布的《2015年中国家族企业调查报告》,已有超过40%的家族企业选择职业经理人继任CEO的方式进行代际交接。忽视代际传承期中职业经理人继任者所扮演的重要战略决策角色无疑将限制我们对家族企业创新行为的解释力度。另一方面,现有研究缺乏对继任者创新决策权力和意愿的考察。与家族代际传承相伴随的企业掌舵者更替会从根本上改变企业现有的董事会组成、管理方式和战略目标(Kotlar和De Massis,2013),并影响决策层创新权力与意愿的平衡。一个重要的事实是,家族继任者往往缺乏与一代创始企业主相媲美的足够权力来实现其创新投入意愿、实施创新行为。
鉴于此,本文将研究重点聚焦于家族企业继任CEO的来源差异,我们认为家族企业不同CEO继任差异是传承背景下影响企业创新决策的一个重要权变因素。作为企业创新决策的制定者和执行者,CEO是对企业经营结果负责的首要人士,担负着根据企业发展不断调整组织战略行为的职责(连燕玲和贺小刚,2015),是影响企业创新行为的重要前置因素(He,2008)。特别是对于中国上市家族企业而言,代际传承往往首先发生在CEO层面(而非董事长)。虽然企业CEO及其偏好差异被视为影响企业创新的重要决定因素(Alexiev等,2010),但在传承情境下的家族企业创新研究中却常常得不到重视。其原因主要在于:过于强调家族整体利益导向,而轻视二代或外部继任者在家族企业担任的角色,尤其是忽视了其担任CEO的决策偏好和权力(Kraiczy等,2015)。已有研究表明,家族内部CEO和外部职业经理人是导致企业战略决策方向差异的直接原因(Blumentritt等,2007;Miller等,2014),这也为本文研究继任CEO与家族企业创新战略差异提供了证据。
综上,鉴于当前鲜有研究考察传承情境下的继任者对家族企业创新决策的作用差异(Cater和Justis,2009),特别是对不同继任CEO类型与企业创新战略的变化及内在作用机理的关系仍未给予充分关注。本文试图基于合法性视角对不同类型继任CEO的创新投入意愿和权力进行辨析,这可能为解释传承背景下家族企业创新行为异质性提供了一个新的视角。具体而言,本文首先关注继任CEO合法性不足对继任后企业创新投入的影响,并进一步探究“合法性主要评价者影响”的问题,即基于家族企业所有权类型(单一创始人和多创始人控制企业)的差异,探究家族二代和职业经理人CEO在不同类型家族企业中寻求合法性的策略差异导致创新投入的不同,从而深化我们对不同类型家族企业中继任者合法性的认知。
二、理论基础和研究假设(一)继任CEO的创新投入决策
一代创始人担任企业CEO和董事长是中国家族企业的常见模式,且其往往也是企业的最大股东,因而企业的创新决策以及成长绩效与创始人紧密相关。而CEO更换则常被视为家族企业实施资源配置调整和战略变革的重要契机。一般而言,家族企业主在选择继任CEO时会有两种选择:一是在家族内部选择二代成员继任,二是在企业内部或外部聘任职业经理人继任。这两类CEO由于身份不同,在家族企业中所拥有的合法性及其相关联的权力与一代企业主CEO有着明显的区别。更为重要的是,继任CEO的合法性差异同时也意味着其在容忍风险和追求经营目标方面存在较大差异,进而可能导致企业创新决策的变革。
身份通常包括与这个角色相关联的“目标、价值观、信仰、规范、交往方式等”(Ashforth,2000),意味着一套有着组织功能的特殊规范。每个人在不同的组织情境中拥有不同的身份,这些身份或源于一个人的先天背景、或后天的社会联系和职务等(Sen,2007)。由于在一个组织内人的身份是多重的,在组织情境中个人会选择该组织认可的行动,对于家族企业组织而言,则包括家族和企业这两种社会身份(Sundaramurthy和Kreiner,2008)。根据合法性视角,合法性是一种社会认知,合法性意味着在一个具备规范、信仰及价值观念的企业组织内,不同身份实体的行动被组织内认为是正确、适当以及合理的。首先,不同的身份意味着不同的社会归类,不同的社会归类有其对应的社会规范(Hogg等,1995),规范准则又影响人们对其合法性认知。合法性意味着家族企业对不同CEO有的不同合法性期待与要求,寻求合法性蕴含着一种行动,这种行动的参照是他人对该身份认同的合法性期望,一旦二代或者职业经理人CEO找到其合法性期待,就可能通过合作、协商或操控组织资源来满足。同时,身份还意味着其所处的家族地位结构以及所拥有的合法性权力。因此,CEO合法性权力不仅来源于高管职能赋予正式权力,还在一定程度受到家族身份地位的影响,并在一定程度决定了其资源动员能力。
我们认为CEO对创新投入的影响体现在其意愿和权力之上,即创新投入依赖于CEO的决策参考偏好和资源动员能力(De Massis等,2014)。由于创新活动具有较高的不确定性和收益的跨期性等特点,创新成败不仅事关创新活动本身的损益,甚至会影响企业的生死存亡,考验着决策制定者对长期风险的忍受程度。CEO所处家族企业组织内,家族企业对其有不同的身份期待,而不同身份合法性需求意味着其创新决策的承诺有所差异。同时,由于创新需要决策制定者有足够权力打破惯例和常规,投入各种人力、物力及异质性资源,获取重要利益相关者的协同和承诺。而不同CEO所拥有身份意味着他们的权力存在显著差异,这种权力意味着管理者处置企业资源自由裁量权。正如行为决策理论基于权力制衡角度所指出的,管理者权力越大,风险承担水平越高(Lewellyn和Muller Kahle,2012)。基于此,本文强调由于不同的身份合法性需求及其所拥有的合法性权力差异,会导致不同类型的继任CEO在创新投入承诺上有所差异。下面我们将分别探究相对于一代创始人CEO,二代和职业经理人继任CEO的合法性差异对创新投入决策的影响。
已有研究发现企业不同CEO或董事长的行为特质差异会导致企业研发支出有很大差异(Kraiczy等,2015)。对于家族企业而言,一个重要议题是,代际传承背景下,家族企业二代担任CEO是否会导致企业创新行为的变革。创始人CEO大多为中国第一代企业家,企业家个人素质集中体现为企业家精神,即精神和冒险精神,如果没有甘冒风险和承担风险的魄力,就不可能成为企业家,因此一代创始人担任CEO对风险的承受度较高。一方面,很多研究都认为创始人领导的家族企业有一个不寻常的创新决策权力,因为一代CEO的身份不仅局限于CEO,其大多兼任董事长,两权合一的现象比较普遍,既有着强大的领导权威,同时作为第一代家族管理者和创建者又拥有着强大的声望。因此他们通常有正式和非正式的权力,可以投入必要的资源去创新探索有前途的想法(Block,2012)。另一方面,也有学者指出,作为家族企业的一家之长,创始人会更关心企业未来,并进而表现为慷慨的商业投资行为(Gómez-Mejía等,2007),因此创始人担任CEO可能会对创新承诺很高。特别是对于那些处于职业晚年的创始人CEO,随着他们驾驭企业能力的提高,更可能会放手让其他高管具体管理企业,自己则从琐碎的日常管理事务中解放出来,而将精力集中于公司的重大战略决策,如创新、并购等(Block,2012)。
与一代创始人担任CEO的绝对合法性不同,谋求建立合法性则是家族企业代际传承过程中继任者的当务之急。对传承期中合法性的谋求会降低家族二代和职业经理人继任者对失败的容忍度,并将避免陷入长期性、不确定性的创新投入“陷阱”之中。首先,本文认为,二代担任CEO预示着其身份为家族的接班者或者守业者,如何保持权力交接过程中的权力稳固是其进行战略决策的关键参照系。很多研究都认为寻求建立自身合法性是二代继任CEO后的首要目的,“少主难以服众”的压力使得二代往往会产生强烈的“速胜动机”,寻求上任后快速做出显著成就以建立其权威。而作为一种长期和不确定性的决策,企业创新不仅难以在短期内通过绩效提升来体现继承人个人能力,反而可能会因为研发失败而引起更强烈的不满。因此,基于对合法性压力的考虑,二代CEO将更倾向于采用能证明其能力且回报较为迅速的多元化策略(梁强等,2016)、组合创业(李新春等,2015)等,而避免陷入风险较高、回报周期较长且不稳定的创新长期承诺之中。
而对于另一类型的继任者,即职业经理人而言,其战略决策参考体系则在于维持一代创始人退任CEO后企业的绩效稳定,以获取自身职业生涯发展的长期资本,因此对企业创新决策可能有很多顾忌。与二代继任者相似的是,源于业绩考核的压力,职业经理人对短期内创新失败的容忍度较低,导致他们在研发等创新活动中的短视行为。而与二代继任者不同的是,由于职业经理人不是家族成员,对家族企业、家族文化的认同感较低(陈凌和应丽芬,2003),故相比于家族CEO,任职时间较短、能力尚未获得认可的职业经理人会更偏向于选择盈利较快的短期项目,而放弃可能更符合家族企业长期利益的研发创新项目。此外,尽管职业经理人继任者在企业科层系统中拥有合法的决策权和资源分配权,但受家族企业利他主义和裙带关系的影响,其决策权往往受家族权威的削弱(李新春,2003)。如企业主会通过安排家族成员控制关键岗位、设置职位任职期限等方式掣肘职业经理人管理权的有效展开,对经理人产生消极影响。因此,本文提出假设1:
假设1:与一代创始人CEO相比,继任CEO会削弱家族企业的创新投入。
假设1a:与一代创始人CEO相比,家族二代继任CEO会削弱家族企业的创新投入。
假设1b:与一代创始人CEO相比,职业经理人继任CEO会削弱家族企业的创新投入。
(二)继任CEO创新决策面对的家族情境:家族所有权类型
家族所有权是家族企业的最大独特性,深化对家族企业战略决策行为的认知要求我们进一步探析这一家族企业异质性特质(De Massis等,2013)。本文特别考察在两种家族企业所有权类型下的CEO合法性身份构建的差异,即单一创始人控制企业还是多创始人控制企业。有学者指出这两类家族企业在一些社会属性上存在较大差异(Miller等,2011),如在单一创始人控制家族企业中,其行为特质更多表现为创业者,遵循经济逻辑,追求市场价值的增长。而由多创始人控制的家族企业则更多表现为家族孵化器,遵循家族逻辑,在战略偏好上趋向于保守。因此二代和职业经理人CEO在这两种所有权类型家族企业中,其在构建身份合法性的压力和应对能力可能有所差异,进而影响其创新投入决策。我们也寄望能通过对家族所有权这一组织情境,进一步辨析职业经理人与家族继任CEO在合法性建构上的内在差异。
本文认为,基于合法性视角,对于关键决策制定者在不同家族企业所有权类型的创新决策,取决于他们在特定情境下如何识别其合法性来源。有关家族继任的研究发现,由于二代自身权力和合法性不足(李新春等,2015),家族二代CEO的创新决策在一定程度上受到家族内部系统的影响,可能改变了二代CEO合法性构建的压力以及能力。在单一创始人家族企业中,由于中国“子承父业”的传统文化(陈凌和应丽芬,2003),继任CEO往往具备合法的家族继承人身份,这也意味着二代继任者无需在创新决策中过多考虑其家族合法性以及可能的创新失败所导致的潜在家族成员挑战。但相反,在多创始人控制企业中,继任CEO不仅面临着来自企业创业元老及其他员工对其专业知识的质疑,同时也面临着家族共同创始人,往往是继任CEO的长辈及潜在的同辈竞争者对其家族权威的挑战(贺小刚和连燕玲,2009;贺小刚等,2011)。因而,二代亟需在企业系统和家族系统构建其合法性权威,即在考虑企业绩效的同时,也隐含着对其家族地位的考量。此外,在多创始人控制企业中,尽管二代完成了继任,但家族股权的共享却可能导致二代合法性权力的削弱,而多个家族成员对自身利益的追求,亦会削弱二代控制下企业对创新投入的长期承诺。因此,本文提出研究假设:
假设2a:与单一创始人控制家族企业相比,在多创始人控制家族企业中,家族二代继任CEO对企业创新投入的负向效应更明显。
与家族内部继任CEO不同,谋求经济利益最大化以优化其职业生涯是外部职业经理人继任CEO的决策参考体系,如何获得企业所有者的合法性认同是关键。尽管已有研究指出很多职业经理人CEO受困于企业主的独断和家族的裙带主义(李新春,2003),会出现“空降兵不能落地”的困境而举步维艰,并最终导致职业经理人的黯然退出,但家族所有权类型的异质性似乎为职业经理人的“合纵连横”提供了一定空间。特别是在多创始人控制家族企业之中,股权的分散导致代际传承过程中容易出现家族权力和利益的分散(程晨,2018),这为职业经理人获取更多合法自主权提供了机会。尤其是当多家族成员涉入导致的家族内部矛盾成为家族系统症结时,职业经理人往往可以寻求联盟进而获取更大管理权力。此时,谋求实施创新这一长期战略,既是职业经理人获取话语权的途径,也可能成为其宣示合法性的策略选择。相反,在单一创始人控制企业中,权威企业主的“个人主义”则会进一步阻碍职业经理人CEO合法性权力的构建。如Blumentritt等(2007)指出职业经理人CEO是否能够参与家族企业重大决策,要取决于一代企业主的领导方式和对职业经理的信任等。由于在单一创始人控制家族企业中,对创始人的过度依赖形成个人“独裁”领导方式以及对职业经理人的不信任,此时职业经理CEO很难在短时间内获得一代企业主的长期信任,将更可能缺乏对企业的长期承诺、缺乏创新投入的动力。因此,本文提出研究假设:
假设2b:与多创始人控制家族企业相比,在单一创始人控制家族企业中,职业经理人继任CEO对企业创新投入的负向效应更明显。
三、数据来源及研究设计(一)数据收集
本文的研究对象是中国上市家族企业,家族涉入是家族企业的基本特征和判断标准,学界普遍认同家庭(或家族)涉入企业经营管理活动是家族企业独一无二的特征(Chua等,1999),但对于家族企业的定义却是复杂和多样的。对于家族企业的界定,本文主要借鉴以下学者(Chua等,1999;Graves和Thomas,2008;梁强等,2013)的经验设定。主要包括两个标准:第一,企业实际控制人是单一家族中的某个自然人或多个自然人;第二,实际控制人所在的家族中至少有两人或者持有股份、或者担任董事会董事、或者担任企业高管。根据以上界定标准和数据可获得性,本文选取2004—2015年中国家族上市公司作为研究样本,主要采用以下步骤来确定样本数据:(1)从CSMAR“中国民营上市公司数据库”中获取实际控制人是家族和自然人的企业;(2)从同花顺iFinD数据库中收集有关企业实际控制人、持股情况、董事会成员以及高管成员的情况,主要通过企业的IPO招股说明书、企业年报中的信息披露以及互联网等来确认家族成员间的亲属关系,进而来确定其是否家族企业;(3)从国泰安数据库中获取符合家族企业界定的样本企业基本数据;(4)最后将筛选的家族企业样本数据进行整理合并。
根据上述数据筛选标准,本文共收集了2004—2015年852家上市家族企业的数据,共有5 108个观测值。剔除有多个家族共同控制、资料不全,以及经营出现问题的上市家族企业样本。并且根据研究设计,删除家族CEO(非一代、二代)样本,考虑创新投入使用滞后一期数据,最终纳入回归分析共有526家上市家族企业作为最终样本,共有观测值2 688个(见表1)。
CEO类型 | 一代创始人CEO | 二代CEO | 职业经理人CEO | 汇 总 | |
样本数 | 1 299 | 343 | 1 046 | 2 688 | |
所有权类型 | 单一创始人控制家族企业 | 多创始人控制家族企业 | |||
样本数 | 1 499 | 1 189 | 2 688 |
(二)变量测量
1. 被解释变量
创新投入。根据已有研究,本文用研发投入强度(R&D)衡量被解释变量——企业创新投入,具体使用研发投入与营业收入之比来测量,并且使用滞后一期。与绝对的研发投入相比,使用滞后一期研发资金的投入能够很好地反映继任CEO对创新投入的程度,是对企业创新投入承诺更稳健的测量。
2. 解释变量
CEO类型。CEO指的是上市公司年报中披露的CEO、总经理或者总裁,即对企业经营管理起直接决定性作用的负责人。本文旨在探究家族企业代际传承中,不同继任CEO对企业创新投入的差异。因此,根据假设要求,本文界定两组回归样本,样本1由创始人CEO与家族二代继任CEO组成,当家族二代成员担任企业的CEO该变量取值1,否则为0。样本2由创始人CEO与职业经理人继任CEO组成,当职业经理人担任企业的CEO该变量取值1,否则为0。
3. 调节变量
家族企业所有权类型。现有的家族企业研究大多关注家族所有权比例,而忽视了对不同家族所有权类型的关注。本文将家族企业所有权类型设置为虚拟变量,即若上市家族企业最终实际控制人为单一自然人则划分为单一创始人控制企业,取值为1;若最终实际控制人为同一家族多个自然人或家族成员则划分为家族控制家族企业,取值为0。
4. 控制变量
根据已有研究,本文进一步对个人层面特征、家族涉入特征等可能对家族企业创新投入产生影响的变量进行控制。个人层面特征包括:CEO年龄、受教育程度、薪酬、CEO是否兼任董事长。家族涉入包括家族所有权比例、家族高管比例、家族董事比例这三个方面家族特征变量。此外,借鉴现有对企业创新的研究,也控制一些会影响企业创新的企业层面的变量:企业盈利能力,企业营运能力,公司财务杠杆,企业年龄,企业规模。最后还加入年份虚拟变量和行业虚拟变量以分别控制不同年份和行业的影响。所有变量的定义及测量见表2。
变 量 | 名 称 | 代码简称 | 定义及测量 |
被解释变量 | 创新投入比 | R&D | 企业滞后一期的研发投入/营业收入 |
解释变量 | 二代CEO | SgCEO | 该年份企业二代成员担任CEO编码为1,否则编码为0 |
职业经理人CEO | NfCEO | 该年份企业非家族成员担任CEO编码为1,否则编码为0 | |
调节变量 | 家族所有权类型 | Ft | 企业最终实际控制人为单一自然人则划分为单一创始人控制企业,编码为1,否则编码为0 |
控制变量 | CEO年龄 | Age | 当年年份减去CEO的出生年份 |
CEO学历 | Edu | 1=中专及中专以下,2=大专,3=本科,4=硕士研究生,5=博士研究生,0=其他(以其他形式公布的学历) | |
CEO薪酬 | Salary | CEO报告期报酬总额(取对数) | |
CEO兼任董事长 | Duality | 该年份CEO和董事长由同一人担任赋值为1,否则为0 | |
家族所有权涉入 | Fo | 家族在企业中的所有权比例之和(%) | |
家族高管比例 | Fm | 家族成员担任高管人数占高管总人数的比率(%) | |
家族董事比例 | Fb | 家族成员担任董事人数占董事会人数的比率(%) | |
资产回报率 | Roa | (利润总额+利息收入)/资产总额 | |
盈利能力 | Profit | 营业毛利额/营业净收入 | |
资本结构 | Lev | 公司负债总额与资产总额的比率 | |
企业规模 | Size | 当年年份企业的员工人数取自然对数 | |
企业年龄 | Age1 | 当年年份减去企业成立时的年份 | |
年份虚拟变量 | Year | 控制年份,用虚拟变量表示 | |
行业虚拟变量 | Ind | 控制行业类型,用虚拟变量表示 |
(一)变量的相关系数与描述性统计
各变量的均值、标准差及相关性分析见表3。在所有样本中,创新投入比为3.34%,标准差为4.78,说明企业间创新投入差异明显。在全样本的CEO类型中,职业经理人担任CEO比例为39%,而二代CEO相对较低,为13%。CEO平均年龄46.7岁,平均教育程度为3.27,基本为大学本科学历以上。在家族涉入特征变量描述中,家族企业平均持股比例达43.44%,但标准差为17.27,说明不同家族企业的家族所有权差异较大,家族成员担任高管的人数占高管总人数的比率为17.44%,家族成员担任董事人数占董事会人数的比率达23.27%。
变 量 | R&D | SgCEO | NfCEO | Age | Edu | Salary | Fo | Roa | Profit | Lev | Duality | Fm | Fb | Size | Age1 |
R&D | 1.00 | ||||||||||||||
SgCEO | –0.085*** | 1.00 | |||||||||||||
NfCEO | –0.066*** | –0.302*** | 1.00 | ||||||||||||
Age | 0.076*** | –0.381*** | –0.01 | 1.00 | |||||||||||
Edu | 0.067*** | 0.03 | 0.083*** | –0.166*** | 1.00 | ||||||||||
Salary | 0.03 | –0.052*** | 0.01 | 0.163*** | 0.091*** | 1.00 | |||||||||
Fo | 0.036** | –0.051*** | –0.185*** | –0.039** | –0.084*** | 0.00 | 1.00 | ||||||||
Roa | –0.03 | –0.01 | –0.03 | –0.01 | 0.00 | 0.059*** | 0.193*** | 1.00 | |||||||
Profit | 0.358*** | –0.078*** | –0.02 | 0.047*** | 0.034* | 0.040** | 0.104*** | 0.440*** | 1.00 | ||||||
Lev | –0.294*** | 0.058*** | 0.125*** | –0.076*** | 0.056*** | 0.121*** | –0.165*** | –0.338*** | –0.382*** | 1.00 | |||||
Duality | 0.085*** | –0.156*** | –0.514*** | 0.265*** | –0.03 | 0.056*** | 0.120*** | 0.01 | 0.052*** | –0.100*** | 1.00 | ||||
Fm | 0.01 | 0.150*** | –0.608*** | 0.030* | –0.104*** | 0.01 | 0.228*** | 0.043** | 0.01 | –0.181*** | 0.348*** | 1.00 | |||
Fb | 0.02 | 0.169*** | –0.293*** | –0.077*** | –0.055*** | 0.01 | 0.266*** | 0.00 | –0.062*** | –0.116*** | –0.02 | 0.444*** | 1.00 | ||
Size | –0.096*** | 0.057*** | 0.02 | 0.031* | 0.091*** | 0.284*** | –0.03 | –0.01 | –0.193*** | 0.303*** | –0.02 | –0.051*** | 0.03 | 1.00 | |
Age1 | –0.01 | 0.051*** | 0.00 | 0.083*** | 0.055*** | 0.193*** | –0.189*** | –0.125*** | 0.02 | 0.085*** | –0.043** | 0.00 | –0.037** | –0.02 | 1.00 |
均值 | 3.34 | 0.13 | 0.39 | 46.67 | 3.25 | 12.87 | 43.44 | 0.06 | 0.3 | 0.35 | 0.39 | 17.44 | 23.27 | 7.2 | 11.22 |
标准差 | 4.78 | 0.33 | 0.49 | 7.27 | 0.93 | 0.77 | 17.27 | 0.06 | 0.17 | 0.2 | 0.49 | 15.33 | 11 | 1.05 | 5.26 |
注:*表示p<0.1,**表示p<0.05,***表示p<0.01。 |
从变量间的相关系数来看,其中被解释变量和解释变量之间具有显著相关性,二代CEO和职业经理人CEO与企业创新投入显著负相关。此外,CEO年龄和教育程度都与企业创新投入呈显著正相关。在其他一些控制变量中,家族所有权比例、企业盈利能力与创新投入也具有显著正相关关系。
(二)回归分析结果
1. CEO类型对创新投入的分析
检验对企业创新投入的影响,采用滞后一期OLS回归方法检验CEO类型对创新投入的影响。首先加入CEO个人特征和家族、企业组织特征控制变量,回归结果见表4,模型为回归全样本,结果显示CEO教育程度、企业盈利能力均对企业创新投入有正向影响作用。模型1为回归样本1,在模型0的基础上加入二代CEO变量,结果显示相对于一代创始人CEO,二代CEO对创新投入具有显著负影响,系数为–0.949,在1%的水平下显著。故假设1a得到支持,模型2为回归样本2,在模型0的基础上加入职业经理人CEO变量,结果显示相对于一代创始人CEO,职业经理人CEO对创新投入具有显著负影响,系数为–0.923,在1%的水平下显著。故假设1b得到支持。这表明,与一代创始人CEO相比,继任CEO会削弱家族企业的创新投入。
变 量 | 模型0 | 模型1 | 模型2 |
Age | 0.011 | 0.007 | –0.003 |
(0.96) | (0.42) | (–0.20) | |
Edu | 0.186** | 0.227* | 0.231** |
(2.13) | (1.83) | (2.39) | |
Salary | 0.119 | 0.218 | 0.099 |
(1.03) | (1.24) | (0.75) | |
Fo | –0.005 | –0.010 | –0.009 |
(–0.99) | (–1.30) | (–1.61) | |
Roa | –12.346*** | –13.390*** | –12.825*** |
(–7.64) | (–5.36) | (–7.18) | |
Profit | 9.354*** | 10.141*** | 9.571*** |
(15.82) | (11.14) | (14.59) | |
Lev | –3.427*** | –3.405*** | –3.463*** |
(–6.58) | (–4.41) | (–5.86) | |
Duality | 0.033 | –0.628** | –0.435* |
(0.18) | (–2.26) | (–1.78) | |
Fm | –0.002 | –0.014 | –0.009 |
(–0.34) | (–1.49) | (–1.15) | |
Fb | 0.011 | 0.003 | 0.009 |
(1.30) | (0.21) | (0.92) | |
Size | –0.143* | –0.274** | –0.140 |
(–1.67) | (–2.10) | (–1.45) | |
Age1 | –0.089*** | –0.080*** | –0.101*** |
(–5.11) | (–3.13) | (–5.05) | |
Ind | Control | Control | Control |
Year | Control | Control | Control |
SgCEO | –0.949*** | ||
(–2.72) | |||
NfCEO | –0.923*** | ||
(–3.36) | |||
Cons | –1.740 | –0.647 | –1.952 |
(–0.83) | (–0.19) | (–0.76) | |
N | 2 688 | 1 642 | 2 345 |
Adj.R2 | 0.36 | 0.31 | 0.36 |
注:*表示p<0.1,**表示p<0.05,***表示p<0.01,表中括号内是t检验的参数值。 |
2. CEO类型对创新投入的情境分析
表5的模型3和4是比较在两类家族企业所有权类型中CEO对创新投入的回归结果,是家族企业所有权类型对CEO与创新投入的调节作用分析。如果调节变量是分类别的,那么应该按照调节变量的取值进行分组回归分析,若回归系数的差异显著,则调节效应显著。模型3a、4a表示在单一创始人控制企业样本的回归结果,模型3b、4b表示在家族控制企业样本的回归结果。从模型3a、3b回归结果可知,在多创始人控制企业,二代CEO对企业创新投入显著为负,系数为–0.967,在1%的水平下显著。但在单一创始人控制企业,二代CEO对企业创新投入的负向影响作用不显著。进一步检验组间系数差异,基于似无相关模型(suest)的检验方法,先执行似无相关估计,再使用test命令检验组间系数差异(chi2(1)=5.69,Prob>chi2=0.017),表明有差异,在多创始人控制家族企业中二代CEO对企业创新投入负向效应更明显,假设2a得到支持。同样的,从模型4a、4b回归结果可知,在单一创始人控制企业,职业经理人CEO对企业创新投入显著为负,系数为–1.187,在1%的水平下显著。在多创始人控制企业,职业经理人CEO对企业创新投入的负向影响作用为负系数为–0.576,在1%的水平下显著。检验组间系数差异(chi2(1)=2.38,Prob>chi2=0.123),表明有差异但并不显著。我们认为,这可能是因为对于引入职业经理人作为继任者的家族企业而言,由于内部继任者选择导致的家族内部利益冲突减弱,传承期中多创始人家族爆发内部利益冲突的可能性降低。此时,对于职业经理人而言,职业合法性还是主要矛盾,而平衡所有者之间的冲突则是次要的。综合分析,假设2部分得到支持。
变 量 | 单一创始人控制企业 | 多创始人控制企业 | |||
模型3a | 模型4a | 模型3b | 模型4b | ||
Age | 0.024 | –0.007 | 0.002 | –0.004 | |
(0.79) | (–0.29) | (0.09) | (–0.23) | ||
Edu | 0.141 | 0.164 | 0.356*** | 0.317*** | |
(0.63) | (1.05) | (3.30) | (2.86) | ||
Salary | 0.496* | 0.266 | –0.199 | –0.137 | |
(1.72) | (1.24) | (–1.17) | (–0.88) | ||
Fo | –0.017 | –0.017* | –0.005 | 0.001 | |
(–1.25) | (–1.82) | (–0.77) | (0.07) | ||
Roa | –19.606*** | –13.321*** | –5.971** | –12.734*** | |
(–4.68) | (–4.86) | (–2.57) | (–5.81) | ||
Profit | 11.209*** | 8.642*** | 9.201*** | 11.164*** | |
(7.48) | (8.59) | (10.54) | (13.78) | ||
Lev | –4.245*** | –4.340*** | –2.234*** | –2.086*** | |
(–3.25) | (–4.72) | (–3.09) | (–2.82) | ||
Duality | –1.090** | –0.533 | –0.145 | –0.308 | |
(–2.13) | (–1.28) | (–0.61) | (–1.15) | ||
Fm | –0.020 | –0.007 | –0.013* | –0.010 | |
(–1.07) | (–0.50) | (–1.69) | (–1.19) | ||
Fb | 0.002 | –0.003 | 0.007 | 0.015 | |
(0.10) | (–0.18) | (0.64) | (1.29) | ||
Size | –0.152 | –0.034 | –0.409*** | –0.284** | |
(–0.67) | (–0.22) | (–3.36) | (–2.43) | ||
Age1 | –0.126*** | –0.114*** | –0.034 | –0.090*** | |
(–2.68) | (–3.54) | (–1.53) | (–3.81) | ||
Ind | Control | Control | Control | Control | |
Year | Control | Control | Control | Control | |
SgCEO | –0.880 | –0.967*** | |||
(–1.49) | (–2.96) | ||||
NfCEO | –1.187*** | –0.576* | |||
(–2.61) | (–1.84) | ||||
Cons | –9.379* | –7.517 | 1.544 | 0.950 | |
(–1.67) | (–1.27) | (0.49) | (0.22) | ||
N | 871 | 1 283 | 771 | 1 062 | |
Adj.R2 | 0.27 | 0.3 | 0.44 | 0.45 | |
注:*表示p<0.1,**表示p<0.05,***表示p<0.01,表中括号内是t检验的参数值。 |
(三)进一步分析和稳健性检验
在本文研究中,我们作了以下前提设定:(1)假定家族企业采取内部继任,是在第一、二代之间进行,继任采取子承父业模式;(2)不管家族企业是否采取内部继任,职业经理人都可进入家族企业担任CEO。为了进一步分析在传承背景下二代以及职业经理人CEO创新投入决策面对的不同继任情境,本文进一步考察在不同继任情境下二代CEO或职业经理人CEO对创新投入负向效应是否有所差异。对于二代CEO面对的继任情境,父辈是否还担任企业董事长可能是影响二代CEO创新投入决策的重要因素。同样的,对于职业经理人CEO,家族企业是否有二代进入到家族企业也是影响其创新承诺的重要情境因素。
表6的模型5为一代创始人是否担任董事长时,二代CEO对创新投入的回归结果,回归结果显示,在创始人还在担任董事长时,二代CEO对创新投入显著负影响,系数为–1.160,在1%的水平下显著。但在创始人不担任董事长时,正向影响但不显著,并且检验组间系数显著差异。说明在创始人还在担任董事长时,二代CEO在身份合法性建构上可能受到“对比”、“质疑”,使得二代更加不愿意在创新决策上有所投入。模型6为是否有二代进入家族企业,其测量标准为该家族企业二代子女是否有进入高层管理团队、董事会。回归结果显示,在无二代进入家族企业时,职业经理人CEO对创新投入显著负影响,系数为–1.355,在1%的水平下显著。但在有二代子女进入家族企业时,负向影响不显著,同样检验组间系数存在显著差异。我们认为这可能是因为当家族企业无潜在的二代内部继任者时,职业经理人将有继续任职的机会,从而会更加关注其自身合法性构建而减低创新投入。而当有潜在的家族二代继任者时,职业经理人更可能将其自身定位为“过渡者”,而削弱其对创新等战略决策的自身偏好。
变 量 | 创始人担任董事长 | 创始人不担任董事长 | 有二代进入家族企业 | 无二代进入家族企业 |
模型5a | 模型5b | 模型6a | 模型6b | |
Age | –0.002 | 0.076*** | 0.036** | –0.015 |
(–0.12) | (2.91) | (2.50) | (–0.65) | |
Edu | 0.223* | 0.160 | 0.289*** | 0.109 |
(1.69) | (0.98) | (2.69) | (0.74) | |
Salary | 0.242 | –0.242 | 0.043 | –0.091 |
(1.25) | (–1.25) | (0.30) | (–0.44) | |
Fo | –0.012 | 0.003 | 0.000 | –0.018* |
(–1.46) | (0.40) | (0.04) | (–1.94) | |
Roa | –14.338*** | 0.998 | –10.979*** | –14.442*** |
(–5.25) | (0.41) | (–5.67) | (–5.28) | |
Profit | 10.428*** | 4.885*** | 5.676*** | 13.135*** |
(10.71) | (3.57) | (7.79) | (13.16) | |
Lev | –3.267*** | –1.934** | –4.436*** | –2.618*** |
(–3.87) | (–2.20) | (–6.91) | (–2.87) | |
Duality | –0.739** | –0.313 | –0.571** | –0.395 |
(–2.34) | (–0.91) | (–2.07) | (–1.09) | |
Fm | –0.015 | –0.019 | –0.010 | –0.012 |
(–1.46) | (–1.65) | (–1.29) | (–0.91) | |
Fb | 0.002 | –0.007 | 0.012 | 0.010 |
(0.14) | (–0.55) | (1.21) | (0.63) | |
Size | –0.296** | –0.771*** | –0.244** | 0.005 |
(–2.10) | (–3.69) | (–2.13) | (0.04) | |
Age1 | –0.093*** | 0.001 | –0.039* | –0.131*** |
(–3.31) | (0.04) | (–1.73) | (–4.29) | |
Ind | Control | Control | Control | Control |
Year | Control | Control | Control | Control |
SgCEO | –1.160*** | 0.539 | ||
(–2.83) | (1.41) | |||
NfCEO | –0.375 | –1.355*** | ||
(–1.26) | (–3.18) | |||
Cons | 1.029 | 14.843*** | –3.710 | 1.178 |
(0.25) | (4.08) | (–1.00) | (0.19) | |
N | 1 519 | 106 | 1 010 | 1 335 |
Adj.R2 | 0.29 | 0.74 | 0.42 | 0.39 |
注:*表示p<0.1,**表示p<0.05,***表示p<0.01,表中括号内是t检验的参数值。 |
本文对结果进行进一步的稳健性分析,首先关注被解释变量企业创新投入的其他测量方式,继续验证CEO类型对创新投入的影响效应,我们以研发人员数量占比测量创新投入。实证回归模型分别为表7的模型7和8,回归结果跟假设保持一致。此外,在观测样本中,由于二代CEO的比例偏低,为了克服小样本偏误,本文采用倾向得分匹配方法检验假设1a的成立性。首先运用Logistic模型,将二代CEO对控制变量进行回归,然后使用最邻近配对方式(nearest neighbors matching)进行配对,最后运用bootstrap回归方法进行分析,结果所示,二代CEO的回归系数依然在1%水平上显著为负,假设1a仍然得到证实。最后我们还对回归模型进行其他稳健性检验,考虑到创新投入决策时效性,分别使用同期、滞后2期的创新投入进行回归,最后还使用固定效应模型检验分析结果稳健性,所有回归分析结果都具有较好一致性和稳定性。
变 量 | 模型7 | 模型8 | 模型7a | 模型7b | 模型8a | 模型8b |
Age | 0.026 | 0.009 | 0.043 | –0.002 | 0.023 | 0.016 |
(1.32) | (0.58) | (1.38) | (–0.09) | (0.98) | (0.86) | |
Edu | 0.343** | 0.301*** | 0.308 | 0.282* | 0.408*** | 0.279** |
(2.50) | (2.93) | (1.35) | (1.78) | (2.67) | (2.18) | |
Salary | 0.221 | 0.040 | 0.449 | 0.212 | –0.097 | –0.149 |
(1.18) | (0.29) | (1.56) | (0.99) | (–0.42) | (–0.87) | |
Fo | –0.009 | –0.010 | –0.011 | –0.018* | –0.006 | 0.003 |
(–1.05) | (–1.57) | (–0.77) | (–1.87) | (–0.64) | (0.35) | |
Roa | –7.967*** | –7.225*** | –11.879*** | –5.400** | –4.023 | –10.718*** |
(–2.98) | (–3.89) | (–2.85) | (–1.97) | (–1.27) | (–4.31) | |
Profit | 9.991*** | 9.242*** | 10.484*** | 8.372*** | 10.012*** | 10.808*** |
(10.16) | (13.36) | (6.99) | (8.23) | (8.15) | (11.43) | |
Lev | –2.985*** | –2.882*** | –3.119** | –3.044*** | –2.545** | –2.361*** |
(–3.56) | (–4.64) | (–2.37) | (–3.30) | (–2.50) | (–2.76) | |
Duality | –0.765** | –0.480* | –1.445*** | –0.777* | –0.097 | –0.151 |
(–2.50) | (–1.82) | (–2.77) | (–1.79) | (–0.29) | (–0.49) | |
Fm | –0.014 | –0.009 | –0.016 | –0.000 | –0.016 | –0.017* |
(–1.36) | (–1.11) | (–0.86) | (–0.01) | (–1.48) | (–1.78) | |
Fb | 0.004 | 0.010 | –0.005 | –0.008 | 0.009 | 0.016 |
(0.27) | (0.94) | (–0.22) | (–0.50) | (0.59) | (1.20) | |
Size | –0.342** | –0.171* | –0.160 | –0.097 | –0.545*** | –0.299** |
(–2.39) | (–1.68) | (–0.70) | (–0.62) | (–3.18) | (–2.23) | |
Age1 | –0.087*** | –0.105*** | –0.125*** | –0.114*** | –0.047 | –0.103*** |
(–3.11) | (–4.96) | (–2.59) | (–3.44) | (–1.54) | (–3.83) | |
Ind | Control | Control | Control | Control | Control | Control |
Year | Control | Control | Control | Control | Control | Control |
SgCEO | –0.864** | –0.811 | –0.763 | |||
(–2.23) | (–1.35) | (–1.61) | ||||
NfCEO | –1.087*** | –1.278*** | –0.899** | |||
(–3.70) | (–2.74) | (–2.46) | ||||
Cons | –2.648 | –1.598 | –10.459* | –2.407 | –0.849 | –1.477 |
(–0.76) | (–0.63) | (–1.83) | (–0.44) | (–0.16) | (–0.41) | |
N | 1 328 | 1 917 | 717 | 1 065 | 611 | 852 |
Adj.R2 | 0.32 | 0.37 | 0.29 | 0.33 | 0.37 | 0.42 |
注:*表示p<0.1,**表示p<0.05,***表示p<0.01,表中括号内是t检验的参数值。 |
(一)研究结论
本文研究中国家族企业传承背景下不同CEO继任后的创新问题,以合法性视角分别探究家族二代继承者和职业经理人继任CEO对企业创新投入的影响,并进一步分析在两种家族企业股权控制类型下CEO合法性构建不同对创新投入承诺的差异性。利用526家2004—2015年上市家族企业的样本数据进行相关假设验证,得出如下结论:(1)家族企业继任CEO不同身份合法性会对企业的创新投入承诺有差异。相对于一代创始人担任CEO,由家族二代和职业经理人担任CEO均降低其创新投入承诺。(2)二代和职业经理人CEO的合法性构建策略在家族所有权情境下有所差异。在多创始人控制家族企业中,二代继任CEO对创新投入的长期承诺将愈发降低。相反的是,在单一创始人控制家族企业中反而会加剧职业经理人CEO更低的创新投入。
在进一步针对继任情境的分析中发现,在一代还在担任董事长时,会加剧二代CEO的负向创新投入承诺,而对于职业经理人,当家族企业无二代进入企业,会加剧职业经理人CEO的负向创新投入承诺。这进一步揭示了阻碍二代或职业经理人CEO的创新投入承诺可能更多是来源于一代创始人身份的“外部”效应。
(二)研究启示
本文深化了在传承背景下家族企业的创新研究,具有一定的理论意义。首先,现有家族企业创新研究将焦点放置于对家族非经济目标的关注(Chrisman等,2012;朱建安等,2016),指出家族企业在多大程度上追求以家族为核心的非经济目标,是由这些目标的重要性和紧迫性所决定的。在此基础上,本文则进一步指出,要解释现有家族企业创新的异质性问题,需要进一步考虑代际传承中继任CEO的身份合法性问题。本文的研究结论发现家族企业继任CEO身份的合法性需求与企业创新投入行为密切相关,二代以及职业经理人继任CEO由于身份合法性压力均会导致传承期家族企业创新投入的降低。其次,本文进一步辨析了主要评价者对不同继任者合法性获取的差异影响,构建了不同继任者身份合法性与企业创新行为间的作用机制。与以往研究强调家族因素而忽略个体决策的重要作用不同,本文将研究视角深入到创新投入的个体决策机理层面。同时结合中国特定传承背景,基于合法性视角对不同继任者的身份合法性来源不同进行拓展性分析,指出二代继任者的合法性压力来源于家族系统内部,而职业经理人继任者则更关注其职业生涯合法性需求。本文研究结论为传承期下的家族企业创新投入微观作用机制提供了新的经验证据,深化了现有研究的深度。最后,本文弥补了以往家族企业创新研究仅限于家族同质性的不足,基于家族企业所有权的社会属性,关注继任者在两种不同所有权类型家族企业中的身份合法性建构差异,并发现在多创始人控制企业中,二代继任者面对更多家族内部合法性需求以及权力竞争,加剧其更低的创新投入;而在单一创始人控制企业中,外部继任者职业合法性构建的压力反而会加剧,从而导致更低的创新投入决策。这一发现突出了不同类型家族企业中继任者在合法性关注点上的差异。
本研究还具有一定的实践参考意义,对中国后一代时期的家族企业管理者如何提高企业创新承诺有较强的参考价值。家族企业要想保持创新,在家族继任者培养上需要尽早放权,一代创始人可以适当让二代尽早进入家族企业接触企业治理,给予其足够时间适应环境、建立权威,为二代接班创造条件,从而维持家族企业的创新活力。另一方面,家族企业在引入职业经理人进行管理时,企业主/家族需要对其充分信任并避免家族裙带关系对职业经理人日常经营管理的干涉。同时引起职业经理人对家族的同理心也是有必要的,泛家族化或许是一个可行的选择。
(三)局限性与未来研究展望
虽然本文取得了一些关键结论,对家族企业继任与创新的实践给出了一定的理论解释和研究启示,但本研究仍然存在一些局限性有待未来研究进行完善。首先,家族企业的代际传承是影响企业创新变化的重要因素,但是由于代际传承的复杂性,本文囿于数据来源的限制,仅仅考虑CEO来源对创新投入的影响,无法排除其他因素的影响,比如CEO进入时长、CEO能力和经验等,后续的研究可以结合多个维度研究在传承背景下家族企业CEO创新问题。此外,在测量上,二代CEO可能存在多种来源,如多个二代子女竞争或长子继承制,本研究对二代CEO没有一个严谨的区分。同样的,职业经理人担任CEO也有两种方式,包括外部聘任和内部聘任,但本研究没有区分这两种来源的差异,未来研究可以进一步区分以保证实证研究的效度。最后,本文没有考虑创新决策背后的身份认同差异性,后续的研究可以针对代际之间身份认同差异进行分析,特别是一代与二代之间,明晰不同身份认同对家族企业创新投入的影响。
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