
企业如何获取并保持竞争优势是组织战略研究的焦点(Barney和Zajac,1994),而在这一研究范围内,战略变革(Strategic Change)和战略持续(Strategic Persistence)之间的张力关系引发了学术界的持续关注。在环境适应范式的理论引导下,主流研究普遍强调战略变革(Strategic Change)对企业动态能力的塑造作用,强调通过“行动”(doing)和“思考”(thinking)来制定战略,以实现对外部环境的“蓝图式”理解(Gary和Wood,2011;Kunisch等,2017),并将其视为企业应对环境不确定性、获取持续竞争优势的关键(连燕玲等,2014;张明等,2020)。战略制定学派部分学者甚至提出“战略即变革”的命题,将变革视为战略管理的全部,在一定程度上忽视了战略持续性在企业构建和维持竞争优势上的关键价值(Helfat和Martin,2015)。事实上,在当前复杂多变、技术变革持续加速的商业环境中,频繁且过度的战略变革可能会导致企业战略方向分散、资源配置失衡,难以形成核心竞争力(Fang等,2021;Duong等,2025)。
作为战略管理领域的重要议题,战略持续性强调企业资源配置模式的跨期稳定性,其核心逻辑在于通过组织惯例的长期沉淀与核心能力的持续积累构筑战略韧性,其本质体现为企业坚持既有战略的内在倾向(Ford等,2008)。对于企业长期发展,战略持续性有着重要的战略价值:一方面,延续既有战略能够有效避免频繁变革带来的协调成本与执行风险(Sydow等,2009),且长期坚持特定战略能够积累专业知识,进而提升资源利用效率。另一方面,稳定的战略行为能够向外部传递可靠信号,增强利益相关者信任(Vergne和Durand,2010)。而家族企业因其独特的治理结构和目标导向,战略持续性的价值在其组织情境中尤为深刻。从非经济目标视角分析,战略持续性是家族企业维护社会情感财富的核心机制——家族传统作为家庭社会情感与非经济目标的核心(Istipliler等, 2024),承载着家族遗产与精神象征,坚持既定战略能够有效维系家族遗产、延续家族传统。在资源治理层面,家族企业固有的节俭审慎特性驱动其选择延续战略以最大化现有策略收益、提升资源利用效率(Fang等,2021),规避因战略变化带来的额外投入。此外,家族控制权保护需求使其倾向于规避外部资源依赖(Chua等,2011),而战略变革通常需要此类可能稀释控制权的资源,这与家族企业维持控制的诉求相悖(Berrone等,2012)。因此,战略持续性既契合家族企业维持传统、延续控制的非经济目标,又能维系高效资源管理并保障掌控,是实现其长期稳定发展的重要战略选择。
作为家族企业长期导向的重要表征,战略持续性被视为家族企业独特的竞争优势来源(Fang等,2021)。在战略持续性前因机制的研究领域,学界已围绕组织内外部环境、组织特征及决策者主体等维度构建起多层次的解释框架。其中,决策者主体因素被视为影响战略轨迹演变的关键因素,大量文献聚焦CEO的权力结构(Zhu等,2020;Wang等,2025)、人事更替(Datta等,2003)、认知模式(Ocasio等,2018)、所有权特征(Müller和Kunisch,2018)和董事会构成(Kline和Wadhams,2011)等要素对企业战略方向的塑造作用。现有研究的一个基本共识是,组织权力结构的更迭会引发内部资源重新配置,此过程是影响组织战略持续性的关键因素。
尽管现有研究已对战略持续性的前因机制进行了多维讨论,但一个重要的缺口在于:家族企业作为一种独特的组织结构,其普遍偏好的家族内部继任模式——代际传承将如何影响组织战略持续性并未引起研究者的足够关注。其根本原因在于对战略持续性的研究多基于西方情境,而这一情境下的家族企业较早实现了现代治理转型,管理权与所有权分离导致家族企业偏好的内部继任模式并不普遍。相比之下,处于转型期的中国家族企业,核心家族成员内部继任是绝大多数家族企业普遍选择的传承模式。相较于非家族企业基于市场化机制的职业经理人继任模式,家族企业CEO接班人的产生机制、权威合法性来源、情感承诺水平及其与创始人的互动模式均具有独特性。这种权力交接过程深度嵌入家族情感纽带与文化传承,使得战略决策不仅涉及组织层面的领导权转移,更交织着家族治理与企业治理的双重逻辑。因此,深入探究家族企业代际传承情境下的战略持续性演变规律,既能填补现有文献在家族企业独特继任模式下的组织内部资源配置规律的空白,也能为家族企业在传承关键期保持战略连贯性、实现基业长青提供至关重要的理论洞见和实践启示。
目前学界基于权威合法性视角讨论了代际传承对组合创业的影响,强调二代继任者为了解决“少主难以服众”的合法性危机,必须通过“另创领地”来建立自己的权威(李新春等,2015)。其行为逻辑是二代为了获得认可,必须做新的创业尝试,强调外向型的扩张或对父辈阴影的主动逃离。这为本研究开展家族企业代际传承的讨论提供了一定的理论借鉴。在区别现有研究基础上,本文基于心理所有权理论,从二代继任者的心理所有权视角探讨代际传承对战略持续性的影响机理。具体讨论如下问题:家族企业代际传承是否会影响战略持续性?如果会,代际传承影响战略持续性的内在机制是什么?在不同情境下,代际传承对战略持续性的影响存在何种差异?围绕上述问题,本文选取2007—2022年中国A股上市家族企业为研究样本,基于心理所有权逻辑,深入剖析代际传承与战略持续性之间的关系及其作用机制与边界条件。
本文的理论贡献主要体现在以下几点:第一,构建家族企业内部CEO继任情境下战略持续性差异的解释框架,深化对代际传承情境中战略路径形成机制的理解。本文从代际心理所有权差异这一微观认知动因切入,揭示其如何影响战略持续性,弥补现有文献对传承期战略决策前因关注不足的局限,为理解家族企业在代际传承中战略演变提供新的理论视角。第二,引入心理所有权理论,从二代继任者的“心理依附”视角拓展代际传承研究的解释维度,突破了传统合法性视角与社会情感财富理论将家族视为同质决策主体的局限。已有研究多基于合法性视角关注二代继任者获取内外部认可的制度过程,或基于社会情感财富理论强调家族整体对控制权与情感价值的维护,未能深入揭示二代继任者在企业传承中的心理认知与情感联结如何影响其战略选择。本文基于心理所有权理论,关注二代继任者与创一代在心理所有权程度上的代际差异如何影响战略持续性,填补微观决策主体心理动因研究空白。第三,揭示外部业绩压力与继任者心理认知的交互作用对战略持续性的影响,丰富了资源与行为视角下环境压力与战略选择关系的理论内涵。本文实证检验了业绩期望落差通过加强继任者的变革动机和风险承担倾向,与心理所有权交互导致更大的战略偏离,拓展了家族企业战略变革的情境维度。第四,纳入企业声誉与宗族文化等非正式制度因素,构建了更全面的家族企业战略选择制度分析框架。本文证实企业声誉与宗族文化能够通过市场化监督与非市场化规范机制,在代际传承过程中发挥战略稳定作用,抑制非理性战略变动。不仅丰富了制度理论在家族企业传承研究中的应用,也为理解中国情境下家族企业战略稳定性提供新的解释机制。
二、理论基础与研究假设(一)心理所有权理论与战略决策
心理所有权(psychological ownership)源于西方学术界对财产所有权或正式所有权的引申,指个体将目标客体(物质的或非物质的)视为“仿若己有”的、独立于法律所有权的心理状态(Pierce等,2001)。其主要路径包括(Pierce等,2001;Pierce和Jussila,2010):一是控制目标(controlling the target),当个体能够控制目标时,更容易产生所有权感,同时被控制的目标会被视为延伸自我的一部分。二是密切了解目标(coming to intimately know the target),信息的获取与深入理解有助于个体建立情感连接。当个体获得的目标物信息越多,与其之间关系越密切时,所有权感就越强烈。三是自我投资(investing the self in the target),个体通过时间、精力、或资源等投入,将自我与目标客体视为一体,形成对该物的所有权感。即当个体诉诸控制、了解、投入这些行动时,心理所有权便会形成。
心理所有权的形成是一个综合性过程,客观目标物与主观心理根源是其产生和形成的必要条件,并根植于个体自我效能(efficacy and effectance)、身份认同(self-identity)和拥有空间(having a place)三大动机(Pierce等,2001)。第一,拥有目标客体的动机在很大程度上源于控制,所有权允许个体探索和改变所处的环境,满足他们对效能的先天性需求(Beggan,1991)。当个体的控制或者行动是特定的期望结果时,效能、快乐和满足的感觉就会产生。第二,占有物是自我的一种符号表示,它们与自我身份和个性紧密相连。个体使用所有权的目的是自我定义、向他人表明身份以及保证自我的连续性。第三,所有权和相关的心理状态可以通过个体占有一定领土或空间的动机来解释。正是由于心理所有权可以满足这种动机的可能性,个体才会对能够潜在变成家的目标客体投入大量的能力和资源。
在心理所有权研究领域,组织领地行为这一概念往往与心理所有权存在紧密的理论关联。Brown等(2005)首次系统界定了组织情境下的领地行为,将其定义为组织成员基于对物理或社会现象的心理所有权感知,对外界做出的行为表达。随着研究的深入,领地行为进一步被解构为标记和防卫两个核心维度(Brown, 2009),标记行为指个体或群体旨在声明和传达对特定对象的专属所有权,包括身份导向型标记和控制导向型标记(Chen等, 2022)。然而,其他成员可能对所有权划分或领地界定存在不理解或不认可,个体或群体需要保持和重构其对该客体的专属所有权,这一行为被称为防卫行为,核心在于对领地可能遭遇的潜在或实际的入侵做出反应并实施报复,涉及预期型防御和反应型防御两种形式(Chen等, 2022)。
基于心理所有权与领地行为的内在关联,Avey等(2009)提出心理所有权的“二类五维”结构模型。该模型将心理所有权分为促进性和防御性两大类别,前者涵盖自我效能、自我认同、占有感与责任感四个维度,聚焦个体与目标客体的协同发展和改进,强调自我和目标价值的共同成长与实现;后者以领地感作为核心维度,该维度本质上是Brown等所定义的领地行为在认知层面的映射(Brown等,2005),表现为个体感知到拥有心理所有权的目标客体面临外部威胁时,所产生的防御性心理倾向与行为反应。这一理论框架不仅厘清了心理所有权的多维结构,也建立起心理认知与行为实践之间的理论桥梁,为后续研究提供了重要的分析范式。
心理所有权理论早期主要应用于组织行为学与市场营销学领域(Pierce等,2001),随着理论发展,其解释边界逐步拓展至企业管理、战略决策、家族企业等新兴议题,在阐释传统理论难以覆盖的现象时展现出独特价值。已有研究聚焦于多元决策主体、管理团队构成、不同企业类型等维度,深入剖析心理所有权的形成机制及其与战略行动间复杂多样的关系(Ljungkvist和Boers,2019)。随着研究的深入,在家族企业研究领域中越来越多的学者开始关注心理所有权的形成机制及其战略决策逻辑。有学者探讨了创始控制家族及家族成员的心理所有权差异及其对企业战略轨迹的影响(贺康等,2024;Rau等,2019)。连燕玲等(2022)则讨论了改制型家族企业和创立型家族企业的心理所有权差异及长期投资意愿。此外,部分学者对比研究了家族和非家族企业,探讨高管团队成员追求企业创业活动的心理所有权动机差异(Lee等,2019),指出非家族高管较低的心理所有权可能使其具备更大的风险承受能力和参与创新活动的意愿(Huybrechts等,2013)。而有学者则指出,在家族企业中,心理所有权会增强家族成员对企业的责任感和承诺,并激发其参与创造价值的活动。
综上,学者们通过大量理论分析与实证研究,揭示了心理所有权如何影响企业战略决策的长期导向性、风险承受能力、创新意愿等关键维度。这些研究表明,心理所有权能够从个体认知与情感层面,深入解释企业战略行动背后的驱动因素与行为逻辑,为理解企业战略决策提供了一个具有深度和解释力的理论视角。基于心理所有权视角考察代际传承中家族企业的战略决策十分重要,因为心理所有权捕捉到了家族成员对企业依恋的认知和情感机制,因此与家族企业的本质紧密相连。在家族企业中,心理所有权不仅存在于创始人或现任管理者,也随着代际传承向继任者延伸,成为一种影响企业长期战略决策的关键心理机制。
(二)家族企业代际传承与战略持续性
基于心理所有权理论,个体对目标客体的心理占有感和归属感主要源于控制程度、了解深度以及自我投入(Pierce等,2001,2003),这种心理感知与法律所有权存在本质区别。法律所有权赋予个体行动权利,而心理所有权则是驱动个体责任承诺和行为偏好的关键因素(Pierce和Jussila,2010)。心理所有权不仅影响个体的态度与行为,还会显著塑造其决策偏好,尤其是在具有高度情感依附与代际延续特征的家族企业中。在代际传承过程中,创始人(创一代)与继承人(二代)在心理所有权的内容、强度与表达方式上存在系统性差异(Pierce等,2001),这种心理所有权的代际差异可能构成战略逻辑分化,进而对战略持续性造成冲击。因此,在代际传承过程中,心理所有权能否有效传递,是影响企业战略是否延续的关键心理机制,这一过程往往伴随着心理所有权的稀释、冲突或转移不全,从而可能破坏企业原有的战略连贯性。
首先,在家族企业中,创始人通常对企业怀有强烈的心理所有权,视企业为自我延伸与家族认同的载体(Zellweger等, 2012)。创始人的心理所有权往往建立在主导企业创立过程、长期亲身经营、掌握核心资源分配以及对企业使命的情感承诺之上(Pierce等,2001;Berrone 等,2012)。这种深层心理联结和强烈的拥有感促使其在战略决策中更倾向于延续既有的发展路径,以维护其个人声誉、控制权与企业身份认同,即表现出较高的战略持续性。然而,在代际传承过程中,二代继任者的心理所有权更多来源于继承身份与有限的企业参与,这种身份上的“继任者”定位使其难以形成与创一代同等程度的情感联结(贺康等,2024),也难以在短期内形成与创始人同等强度与深度的心理所有权,进而可能对既有战略的合理性产生怀疑。因此,二代继任者因心理所有权相对较弱或尚未稳固,更可能倾向于通过战略变革来建立个人权威、应对环境变化或实现自我价值。
其次,心理所有权的代际差异会引发二代重构领地意识的需求。心理学研究表明,组织成员普遍拥有领地意识,当个体感知其心理所有权目标客体面临威胁时,会产生防御性心理倾向与行为反应(Brown等,2005;Pierce等,2001)。这种领地意识使个体在面对目标物所有权和控制权存在被侵犯可能时表现较高的敌意(Avey等,2009)。在代际传承过程中,二代继任者心理所有权的形成受多方面因素的影响,如早期涉入程度、与创始人的互动、是否被赋予实质性决策权等(Berrone等,2012)。创始人在传承过程中的“放手意愿”也会影响二代继任者心理所有权的建立。二代继任者心理所有权越强,越倾向于视企业为“自己的”事业,从而更愿意延续企业的核心战略与长期发展方向(Pierce等,2003)。相反,创始人过度干预,二代继任者可能难以形成真正的归属感与责任感,从而削弱其对企业战略延续的承诺(李新春等,2015)。然而,一代创始人凭借创业积累的个人威望形成较强的心理所有权,使其对家族企业产生强烈的管家信念和领地保护意识(Miller和Le Breton-Miller,2005),客观上会对二代继任者提出更高的合法性要求(李新春等,2015),这种控制权和合法性要求会抑制二代继任者完全自主的心理所有权,二代继任者为了建立个人权威,可能会通过打破现有战略格局来另创“心理领地”。
综上,家族企业代际传承引发的心理所有权代际差异,促使二代倾向于通过调整战略塑造个人权威与心理领地,而非延续创一代的战略框架。这种行为逻辑的转变将导致家族企业在传承过程中战略持续性下降。基于此,本文提出以下假设:
H1:家族企业代际传承与战略持续性呈负相关关系,即从创一代到二代的权力交接会显著降低企业战略持续性。
(三)调节机制分析
家族企业不应被视为同质的群体(Chrisman等,2005;Chua等,2012),已有不少研究探讨了家族企业异质性的各种因素对企业行为和结果的影响(Chirico和Salvato,2016;Mazzola等,2013)。家族企业治理的关键维度和外部情境因素被视为家族企业异质性的关键(Chua等,2012;Li和Daspit,2016)。而家族企业在进行代际传承过程中,二代接班后往往会面临战略变革和战略持续的两难选择,这些异质性因素对企业何时进行战略调整起着关键的调节作用。因此,本文推断家族企业代际传承影响战略决策的核心心理机制会因具体的边界条件而有所不同。
根据心理所有权理论,个体心理所有权通过“控制目标、密切了解和自我投入”的动态路径形成,其强度与演化方向则取决于个体对“自我效能与影响、拥有空间、自我认同”三种深层基本动机的满足程度(Pierce等,2001)。基于这一理论框架,并结合家族企业二代接班后战略变革的情境影响机制,本研究拟选取业绩期望落差、企业声誉和宗族文化三个关键因素作为调节变量。第一,业绩期望落差作为外部业绩压力的量化指标,直接关联“自我效能与影响力”动机,对代际传承过程中的战略变革发挥关键作用。当企业业绩低于期望时,家族二代的自我效能感不仅未得到满足,反而受到威胁,为了重塑自我效能感,二代继任者有强烈的动机去改变现状(战略变革),从而加剧了传承带来的战略动荡。第二,企业声誉作为企业外部认同与个体自我概念的联结载体,对应“自我认同”动机,也成为代际传承过程中战略变革的关键情境因素。高声誉的企业是家族二代定义自我身份的重要资产,为了维护这一积极的自我标签,二代继任者倾向于保护而非破坏现有的战略资产,从而减弱了传承带来的战略震荡。第三,宗族文化作为本土制度环境中代际权威和集体认同的集中体现,映射“拥有空间”动机。浓厚的宗族文化为家族二代提供了情感安全基地,满足了其“拥有空间”的动机,使其更愿意“栖息”于现有的战略领地中,而非急于逃离或重建,因此发挥着关键的调节作用。
综上,本文认为,业绩期望落差、企业声誉和宗族文化分别从外部效能证明能力、社会认同约束、内部文化规范三个维度,系统界定了代际传承过程中心理所有权差异与战略持续性关系的情境作用。即业绩期望落差如何通过放大自我效能动机强化变革倾向,社会声誉与宗族文化如何通过提升变革的认同成本和伦理成本削弱心理所有权差异的影响强度。基于此,形成与心理所有权理论“动机—情境—行为”逻辑链条深度契合的分析框架,为家族企业代际传承中的战略决策情境依赖性提供了兼具理论深度和本土适配性的解释路径。
1. 业绩期望落差
业绩是评估企业经营成效的重要指标,其与期望水平之间的差距构成战略调整的重要触发机制。管理者在决策过程中通常会设定参考点,即业绩期望水平,并根据实际业绩与期望水平之间的差异进行战略决策的调整(Baumol,1964)。当企业实际业绩低于期望水平时,有限理性的管理者会将其界定为“损失”状态,进而启动战略决策与资源配置的调整程序(Baumol,1964)。既有研究表明,历史业绩期望落差产生的负面信号,促使企业管理者将经营困境归因于资源配置效率和战略制定偏差,并通过适应性调整以增强市场竞争能力(连燕玲等,2014)。作为个体的一种心理预期,期望是影响企业战略决策的重要因素,历史业绩期望落差产生的负面信号可能会对管理者的心理状态和行为逻辑产生显著影响。
心理所有权理论强调,自我效能感和目标控制感是影响个体心理所有权的关键维度。当个体面临外部阻力或感知到自身无法有效控制目标时,其自我效能感将受到抑制,进而削弱对目标客体的归属感和拥有感(Pierce等,2001)。在家族企业代际传承情境中,二代管理者往往因缺乏父辈的经验权威和历史合法性(严若森和吴梦茜,2020),在面临业绩期望落差时,更倾向于将业绩困境归因于个人能力。此时,业绩落差不仅被视为经营问题,更可能被内化为对个人能力的否定信号。这种归因模式直接冲击二代的自我效能感和控制感,进而导致心理所有权水平的进一步弱化。
心理所有权的弱化引发二代更强烈的合法性重构需求。个体对自我效能的需求是触发领地意识的诱因(Pierce等,2003)。当二代的心理所有权因业绩落差受到侵蚀时,为缓解合法性危机,其迫切需要通过构建能力权威与管理合法性来重塑心理领地。而战略调整可能是二代克服合法性障碍的一种战略行为(Ashforth和Gibbs,1990),面对自身合法性危机,他们会更积极进行战略调整来提高自己的合法化地位(李维安和徐建,2014)。通过调整现有战略,能够帮助二代突破父辈战略框架的束缚,在新的价值创造领域确立个人权威。这种通过打破现有战略格局实现合法化的行为逻辑,必然导致家族企业战略持续性的显著下降,从而强化了代际传承与战略持续性之间的负向关系。基于此,本文提出如下假设:
H2:业绩期望落差会强化代际传承与家族企业战略持续性之间的负相关关系。
2. 企业声誉
声誉作为历史信息累积形成的信号机制,是声誉主体重要的无形资产(Shapiro和Shapiro,1982)。家族企业在日常经营中不仅追求经济利益,还会注重家族声誉等非经济目标的实现,企业形象和家族声誉天然深度绑定(Deephouse和Jaskiewicz,2013)。企业声誉作为家族身份的外化象征,承载着家族价值观、历史传承和社会责任,其受损将直接威胁到家族成员的个人声誉和整个家族形象。在中国文化语境下,这种因声誉与家族荣誉绑定而产生的声誉动机表现得尤为显著(Ge和Micelotta,2019)。因此,企业声誉等非经济目标也是家族企业战略决策的重要参考,而提高家族成员的组织认同感有助于更好地维护家族企业的声誉。这种动机促使家族成员对企业表现出强烈的责任感,更专注于企业的长期发展(Miller等,2007)。
从心理所有权理论视角分析,个体通过物化自我的方式,向外界展示自身身份、价值观和目标(Pierce等,2003)。这一过程帮助个体客观地传递“我是谁,我在做什么,以及我可能成为谁或成为什么”的信息。声誉对组织认同具有积极作用(Ashforth和Mael,1989)。根据社会认同理论,当个体感知到组织身份能够带来自我身份的延续、身份的特殊性和身份提升时,他们会倾向于将组织身份纳入个人身份,进而形成更强的组织认同(Dutton等,1994)。当企业凭借历史积淀、产品质量或社会责任等因素积累较高的社会声誉时,二代会将企业声誉内化为自我身份认同的构成要素。此时,家族企业会成为二代定义“我是谁”的关键标签——他们不仅是家族企业的管理者,更是家族荣誉的继承者和公共形象的维护者。这种身份认知的深化,促使二代管理者将家族企业视为“自我延伸”的一部分,其心理所有权也会随之增强。
此外,个体倾向于延续所属群体的显著特征来强化身份认同感和归属感(Furby,1980)。一方面,声誉是信誉的积累和传承(Shapiro和Shapiro,1982)。高声誉企业作为非制度场域的“标杆存在”,其历史积累的社会合法性可能通过组织身份附着效应,自然地转移至二代继任者。此时,二代可以通过“声誉维护者”而非“战略变革者”的角色来获得合法性认同。另一方面,高水平的企业声誉还可能影响二代心理领地的重构。在高声誉企业中,二代的心理领地重构机制可能从领地划分转变为身份融合,即从“我的企业”到“我们的企业”。高水平的身份认同弱化了个人领地意识,使得二代更注重企业的整体利益而非个人权威。因此,二代更倾向于维持企业的既有战略,以保持家族企业声誉的延续性和家族荣誉的稳定性。基于此,本文提出如下假设:
H3:企业声誉会弱化代际传承与家族企业战略持续性之间的负相关关系。
3. 宗族文化
宗族文化是中国传统社会的重要制度遗产。宗族文化是同宗同族经过漫长历史沉淀和提炼形成的身份认同、价值观念和思维习惯,被认为是宗族成员共同遵守的价值认同、思维模式和内部信任等规范,影响着宗族内成员的偏好、价值观和行为决策(潘越等,2019)。宗族文化的核心在于宗族成员间的团结互助,这种文化特质不仅强化了宗族成员荣辱与共的宗族意识,更显著提升了宗族内部的信任感与凝聚力。
从心理所有权理论的角度分析,个体对特定目标客体的心理认同,可以解释对特定空间和领域的占有动机——即拥有一个可以居住的“家”(Porteous,1976)。这种“空间占有” 不仅涉及物理空间上的归属感,更强调个体在心理层面对某一目标客体的认同感。心理上的“空间占有”能够增强个体的归属感,促使他们投入大量精力与资源来维护这一空间的稳定与秩序(Pierce等,2001)。在宗族文化浓厚的地区,家族企业往往被家族成员视为感情寄托和精神家园,是宗族血脉延续、集体记忆存续与文化仪式承载的象征空间。同时,拥有血缘关系的家族成员自然而然会产生“血浓于水”的心理认同(Peng,2004)。对于二代继任者而言,强烈的宗族文化会强化其对企业作为“家族之根”的认同,他们对家族企业的心理所有权会得到补偿。
宗族文化通过提升二代对家族企业的空间占有感,从多重维度弱化代际传承对战略持续性的负面影响。宗族文化的核心是“血浓于水”的心理认同和“团结互惠”的宗族观念(Peng,2004)。一方面,在宗族文化的影响下,具有血缘关系的亲属之间有着天然的信任,这种“血浓于水”的心理认同使得宗族成员更加依赖和信任与自己有亲缘关系的亲属(Su等,2011),客观上降低了家族二代的合法性构建要求。另一方面,宗族文化尊崇集体主义观念,注重“一荣俱荣,一损俱损”的思想。在这种宗族氛围背景下,家族成员有着共同的家族目标,彼此互帮互助、互惠互利、共享资源、共担风险(Chen等,2022),合作和帮助的动机更纯粹,分享资源和机会的诉求也更强烈。这种一致的利益诉求促使二代突破个体所有权视角,将企业视为祖先与后代的联结体和承载家族文化的“家”,其关注重点从个体领地界定转向宗族整体利益的维护。综上,宗族文化通过强化心理所有权和重塑合法性逻辑,降低了代际传承中战略调整的动机,即二代更倾向于维持既有战略格局,以保障家族的声誉、凝聚力和心理上的“家”的完整性。
基于此,本文提出如下假设:
H4:宗族文化会弱化代际传承与家族企业战略持续性之间的负相关关系。
三、研究设计(一)样本选择与数据来源
为了验证以上研究假设,本文选取2007—2022年中国A股上市家族企业为研究样本。2006年会计准则变更后,对上市企业信息披露的要求更严格,因此本文选择2007 年作为样本起点。根据现有文献,本文将符合以下条件的企业定义为家族企业(李思飞等,2023;叶文平等,2022):①企业的最终控制权能够追溯到一个自然人或者一个家族;②该自然人或者家族拥有对上市企业的实际控制权;③最终控制人直接或者间接是上市企业第一大股东。家族企业实际控制权的认定标准为:①自然人或者家族通过直接或者间接控股方式拥有上市企业20%及以上的股权;②在自然人或者家族担任上市企业董事长或者总经理前提下,以10%作为临界控制权比例;③若上述两个条件都未达到,但家族或自然人为上市企业第一大股东且控股比例在10%以上,同时,上市企业不存在控股比例在10%以上的第二大股东。
参照以往的研究标准,本文按如下流程对初始上市公司样本进行筛选,以确保样本选择的合理性(李思飞等,2023):①剔除金融类企业样本;②剔除ST、PT、ST*企业的样本;③剔除企业实际控制人控制权比例缺失的样本;④剔除关键数据存在严重缺失的样本;⑤剔除没有至少五年连续信息的公司,因为战略持续性要求企业在很长一段时间内持续经营(Fang等,2021)。其次,本文通过国内较为权威的成型数据库来获取数据,以确保数据来源的真实性和可靠性。其中,企业层面数据主要来源于国泰安(CSMAR)数据库和中国研究数据服务平台(CNRDS),并通过各上市公司的年报、巨潮资讯网等渠道对数据进行了再核实和印证。经过上述筛选标准,本文最终获得
(二)变量定义
1.因变量
本文将战略持续性(STR_per)定义为随着时间的推移,企业关键战略维度上资源分配模式的连续性(Fang等,2021)。借鉴已有学者的研究(Finkelstein和Hambrick,1990;Datta等,2003),本文通过测量企业的资源配置在年度时间的波动程度来衡量战略持续性。如果战略资源配置随时间推移波动较小,则认为企业维持其资源配置模式,即战略持续性较高;反之,则认为企业调整了资源配置模式,战略持续性较低。具体测量过程如下:首先获取企业六个关键战略资源配置指标:①广告强度,用销售费用/营业收入表示;②研发强度,用年度研发支出/营业收入表示;③固定资产更新程度:用固定资产净值/固定资产原值表示;④管理费用收入比,用管理费用/营业收入表示;⑤库存水平,用存货/营业收入表示;⑥财务杠杆,用负债/股东权益表示。其次,对每个战略维度,计算其最近五年(从年份t到t+4)的标准差。为消除指标的量纲差异,将每个维度的标准差标准化为均值为0、标准差为1的分布,再对每个企业—年度值,将6个标准化后的波动性得分取平均值。最后,由于战略持续性被定义为波动性的反面,将标准化后的波动性得分符号反转,得到每个企业的战略持续性指标,确保高分值对应高持续性。
2.自变量
借鉴Xu等(2015)的研究,本文将代际传承(SUC)定义为二代继承人参与企业管理,并担任家族企业的关键管理职位,如董事长或总经理。为量化代际传承,本文选用国泰安数据库中“参与管理代数”这一指标衡量家族企业是否发生代际传承。由此,本文将第一代实际控制人担任董事长或总经理且未有第二代成员参与企业管理的情况视为未发生代际传承,记为0,而存在二代成员担任董事长或总经理的情况视为已发生代际传承,记为1。鉴于在国泰安数据库中,三代及以上成员参与企业管理的家族企业占比不足1%,为避免代际传承定义上的歧义,本文将这部分样本予以剔除。
3.调节变量
(1)业绩期望落差(HPS)。参照以往学者的研究(连燕玲等,2014;Chen,2008),采用企业当年业绩与历史预期业绩的差值衡量业绩期望落差,选择总资产回报率(ROA)来衡量企业
| $ {A}_{i,t}=\left(1-{\alpha }_{1}\right){P}_{i,t-1}+{\alpha }_{1}{A}_{i,t-1} $ |
其中,
(2)企业声誉(REP)。借鉴李增福和冯柳华的研究方法,本文基于中国研究数据服务平台(CNRDS)的网络媒体新闻报道数据,采用网络媒体正面报道数量加1的自然对数作为衡量企业社会声誉的指标。具体而言,正面报道的数量越大,表明企业在媒体中获得的积极评价越多,反映其社会声誉的水平越高。
(3)宗族文化(CLAN)。在宗族文化的影响下,血缘和亲属关系成为推动成员之间建立信任的核心因素。随着时间的推移,这种信任在长期的社会交往中不断被强化,进一步加深了个体对群体的认同感。为量化宗族文化的影响程度,本文借鉴Li等学者的做法(Li等,2022),采用中国研究数据服务平台(CNRDS)宗族文化数据库中的家谱密度作为衡量指标,具体为地区每百万人拥有家谱数量。这一指标能够有效反映地区宗族文化的浓厚程度。
4.控制变量
基于已有的企业战略选择与决策研究文献,本研究控制了公司层面属性、股权结构特征、治理结构要素以及管理者特质等多个维度的变量,确保家族企业代际传承与战略持续性关系研究结果的准确性与可靠性。
(1)公司经营属性方面:①资产负债率(Lev):定义为负债总额/资产总额,该指标体现了企业的财务风险和资源调配能力,进而影响了企业的战略决策(彭华涛等,2024);②边际利润率(Marpo):以(利润+销售成本)/销售收入表示,该指标反映企业盈利水平与管理层经营能力,与企业的战略行为相关。
(2)治理结构要素维度:既有研究表明,企业的治理结构与股权结构对企业战略决策具有显著影响(李新春等,2015;Liang等,2014);同时,管理层特质作为企业战略决策的关键驱动因素,其个人经历、思维模式及群体结构特征均会对企业战略制定与实施产生深远影响(Hambrick和Mason,1984;Le Breton–Miller和Miller,2006)。基于此,针对治理要素,本文选取了以下控制变量:①两职合一(Dual):定义为总经理与董事长为同一人担任两职合一时取1,否则为0,兼任董事长的将拥有更高的决策权;②董监高是否具有海外背景(Mnov): 0代表否;1则代表是,指现任的董监高中是否有人具有海外背景,包括曾经与现在的求学、任职背景,董监高的海外背景可能为企业带来新的理念与资源,影响企业的战略制定;③第一大股东持股比例合计(Firp):以企业第一大股东持股数量表示,该指标与企业股权结构相关;④董事长持股数量(Prs):以企业董事长持股数量表示,董事长的持股数量在一定程度上影响其战略决策权;⑤机构投资者持股比例(INS):定义为机构投资者持股数量占总股本的比例,机构投资者的介入可能对企业战略产生监督与引导作用(Walsh和Seward,1990)。
(3)地区层面要素维度:由于调节变量中存在地区层面的变量,因此在控制变量中引入相关地区指标变量:①国内生产总值(GDP):按当年价格计算所有最终产品和服务的市场价值;②市场化指数(Marind):指地区市场化发展水平和程度,该指标被众多学者用于衡量各地区企业发展环境,而发展环境的好坏会影响企业的战略行为。
此外,本研究还设定了年度虚拟变量和行业虚拟变量来控制年度变化趋势以及行业差 异性对企业战略持续性的影响。主要变量符号和定义如表1所示。
| 变量类型 | 变量 | 变量符号 | 变量定义 |
| 因变量 | 战略持续性 | STR_per | 采用企业六个关键资源配置指标(广告强度、研发强度、固定资产更新程度、管理费用收入比、库存水平、财务杠杆)近五年波动程度的反向值衡量 |
| 自变量 | 代际传承 | SUC | 当家族企业发生代际传承时,赋值取值为1,否则为0 |
| 调节变量 | 业绩期望落差 | HPS | 采用企业当年业绩与历史预期业绩的差值衡量 |
| 企业声誉 | REP | 网络媒体正面报道数量加1取自然对数 | |
| 宗族文化 | ClAN | 地区每百万人拥有家谱数量 | |
| 控制变量 | 资产负债率 | LEV | 总负债/总资产 |
| 边际利润率 | MAPRO | (利润+销售成本)/销售收入 | |
| 两职合一 | Dual | 总经理与董事长为同一人担任两职合一时取1,否则为0 | |
| 董监高是否具有海外背景 | MNOV | 董监高有海外背景时,记为1,否则为0 | |
| 第一大股东持股数量 | Firp | 企业第一大股东持股数量 | |
| 董事长持股 数量 |
Prs | 企业董事长持股数量 | |
| 机构投资者持股比例 | INS | 机构投资者持股数量占总股本的比例 | |
| 国内生产总值 | GDP | 按当年价格计算所有最终产品和服务的市场价值 | |
| 市场化指数 | Marind | 指地区市场化发展水平和程度,其值越高代表市场化程度越高 |
(三)研究模型
基于本文研究假设和变量定义,设定以下待检验模型:
| $ \begin{aligned} STR_per=&\beta_0+\beta_1SUC+\beta_2SUC\times HPS+\beta_3HPS+\beta_4SUC\times REP+\beta_5REP+ \\ & \beta_6SUC\times CLAN+\beta_7CLAN+\sum_{ }^{ }\beta Control+\sum_{ }^{ }Year+\sum_{ }^{ }Ind+\varepsilon \end{aligned} $ | (1) |
其中,STR_per表示战略持续性水平,SUC表示代际传承,HPS表示企业业绩期望落差,REP表示企业声誉,CLAN表示企业所在地区宗族文化强度;Control表示一系列的控制变量,Year表示年度虚拟变量,Ind表示行业虚拟变量,β0表示截距项,ε表示随机扰动项。
四、实证分析(一)描述性统计与分析
表2为家族企业类型的行业分布情况。在林业、农副食品加工业、医药制造业和其他电子设备制造业等行业中,已发生代际传承的家族企业占比较大,而在卫生、开采辅助活动和供应等行业占比较小。表3比较了已发生代际传承的家族企业与未发生代际传承的家族企业对照组在多个公司特征方面的差异。由表3可知:第一,在已发生代际传承的家族企业中,变量STR_per的系数为0.042,在1%水平上显著高于对照组,因而总体上也为本文假设1的理论预期提供了初步证据。第二,已发生代际传承的家族企业在资产负债率、边际利润率、市场化指数等方面均存在显著差异,由于这些特征变量也可能影响企业的战略持续性水平,因而在后续的多元回归分析中将这些变量引入回归模型十分必要。
| Industry | n | Family Style | Industry | n | Family Style | ||||||
| SUC=1 | SUC=0 | SUC=1 | SUC=0 | ||||||||
| n | % | n | % | n | % | n | % | ||||
| A | 116 | 26 | 22.414 | 90 | 77.586 | I | 929 | 81 | 8.719 | 848 | 91.281 |
| B | 53 | 1 | 0.018 | 52 | 98.112 | K | 30 | 1 | 3.333 | 29 | 96.667 |
| C1 | 673 | 170 | 25.260 | 503 | 75.740 | L | 82 | 11 | 13.415 | 71 | 86.585 |
| C2 | 562 | 23.653 | 1814 | 76.347 | M | 124 | 13 | 10.484 | 111 | 89.516 | |
| C3 | 904 | 19.165 | 80.835 | N | 113 | 14 | 12.389 | 99 | 87.611 | ||
| C4 | 311 | 58 | 18.650 | 253 | 81.350 | P | 2 | 0 | 0.000 | 2 | 100.000 |
| D | 28 | 0 | 0.000 | 28 | 100.000 | Q | 41 | 0 | 0.000 | 41 | 100.000 |
| E | 193 | 28 | 14.508 | 165 | 85.492 | R | 69 | 5 | 7.246 | 64 | 92.754 |
| F | 130 | 4 | 3.080 | 126 | 96.920 | S | 16 | 5 | 31.250 | 11 | 68.750 |
| G | 43 | 13 | 30.233 | 30 | 69.767 | Total | 1896 | 18.873 | 81.127 | ||
| 注:行业代码根据证监会行业分类代码编制。 | |||||||||||
(二)多元回归分析
表4报告了OLS多元回归分析结果。其中,模型1为基准模型,包含了所有控制变量和调节变量。模型2为加入自变量后的检验模型,模型2结果显示代际传承(SUC)的回归系数显著为负(b=−0.020,p<0.05),且在后续加入调节变量后的模型3至模型6中依旧稳健。表明代际传承与企业战略持续性水平之间呈负相关关系,由此本研究假设1得到验证。
| 变量 | 因变量:STR_per | |||||
| 模型1 | 模型2 | 模型3 | 模型4 | 模型5 | 模型6 | |
| SUC | −0.020** | −0.020** | −0.020** | −0.021** | −0.022*** | |
| (−2.48) | (−2.57) | (−2.52) | (−2.55) | (−2.67) | ||
| SUC×HPS | −0.266*** | −0.258** | ||||
| (−2.61) | (−2.57) | |||||
| SUC×REP | 0.798* | 0.735* | ||||
| (1.91) | (1.79) | |||||
| SUC×CLAN | 0.044** | 0.038** | ||||
| (2.39) | (2.04) | |||||
| HPS | 0.126* | −0.220*** | −0.176*** | −0.221*** | −0.220*** | −0.177*** |
| (1.90) | (−5.24) | (−4.03) | (−5.25) | (−5.23) | (−4.06) | |
| REP | −0.150 | 0.047 | 0.040 | −0.109 | 0.044 | −0.106 |
| (−0.35) | (0.18) | (0.15) | (−0.38) | (0.16) | (−0.37) | |
| CLAN | −0.014 | 0.008 | 0.007 | 0.008 | 0.007 | 0.007 |
| (−0.18) | (0.40) | (0.38) | (0.44) | (0.40) | (0.41) | |
| Lev | −0.095** | −0.043* | −0.040* | −0.042* | −0.043* | −0.040* |
| (−2.57) | (−1.74) | (−1.66) | (−1.73) | (−1.74) | (−1.65) | |
| Mapro | 0.007 | −0.056* | −0.057* | −0.057* | −0.056* | −0.058* |
| (0.19) | (−1.86) | (−1.87) | (−1.88) | (−1.87) | (−1.90) | |
| Dual | −0.098*** | −0.001 | −0.000 | −0.000 | −0.001 | −0.000 |
| (−5.80) | (−0.10) | (−0.07) | (−0.08) | (−0.10) | (−0.05) | |
| Mnov | 0.026** | −0.009* | −0.009* | −0.009* | −0.009* | −0.009* |
| (2.35) | (−1.81) | (−1.84) | (−1.79) | (−1.84) | (−1.85) | |
| Firp | −0.000 | 0.001 | 0.001 | 0.001 | 0.001 | 0.001 |
| (−0.02) | (1.31) | (1.33) | (1.33) | (1.31) | (1.34) | |
| Prs | −0.000*** | 0.000 | 0.000 | 0.000 | 0.000 | 0.000 |
| (−3.42) | (1.23) | (1.29) | (1.22) | (1.24) | (1.29) | |
| INS | −0.001 | 0.000 | 0.000 | 0.000 | 0.000 | 0.000 |
| (−0.99) | (0.35) | (0.34) | (0.32) | (0.35) | (0.31) | |
| GDP | −0.000* | 0.000*** | 0.000*** | 0.000*** | 0.000*** | 0.000*** |
| (−1.81) | (3.42) | (3.43) | (3.43) | (3.41) | (3.43) | |
| Marind | 0.014 | 0.013** | 0.013** | 0.013** | 0.014** | 0.013** |
| (1.32) | (2.19) | (2.15) | (2.17) | (2.21) | (2.15) | |
| Year | Yes | Yes | Yes | Yes | Yes | Yes |
| Ind | Yes | Yes | Yes | Yes | Yes | Yes |
| Constant | 0.246* | −0.159** | −0.157** | −0.158** | −0.159** | −0.156** |
| (1.85) | (−2.05) | (−2.02) | (−2.03) | (−2.05) | (−2.00) | |
| N | 10046 | 10046 | 10046 | 10046 | 10046 | 10046 |
| adj_R2 | 0.606 | 0.606 | 0.606 | 0.606 | 0.606 | 0.606 |
| 注:(1)***、**、**分别表示双尾检验的统计显著水平为1%、5%、10%;(2)括号内数字为经过异方差调整后的T值,下同。 | ||||||
在此基础上,模型3分析了业绩期望落差(HPS)对代际传承(SUC)与企业战略持续性水平(STR_per)之间关系的调节效应。结果显示:业绩期望落差(HPS)与代际传承(SUC)的交互项(SUC×HPS)系数显著为负(b=−0.266,p<0.01),且在后续全模型6中该结果依旧稳健。调节关系如图1所示,这表明业绩期望落差会显著增强代际传承与企业战略持续性水平之间的负相关关系,由此本文假设2得到验证。
|
| 图 1 业绩期望落差对代际传承与企业战略持续性水平关系的调节效应图 |
| Variables | SUC=1 (n=1896) | SUC=0 (n= |
Difference in Means | |||||
| Mean | Std | Median | Mean | Std | Median | Diff | [p−value] | |
| Depend Variable Characteristics | ||||||||
| STR_per | 0.042 | 0.003 | 0.075 | 0.010 | 0.002 | 0.058 | −0.033 | 0.000 |
| Moderator Variables Characteristics | ||||||||
| HPS | 0.029 | 0.001 | 0.015 | 0.034 | 0.001 | 0.029 | −0.006 | 0.000 |
| REP | 0.023 | 0.000 | 0.022 | 0.022 | 0.000 | 0.021 | −0.001 | 0.000 |
| CLAN | 0.080 | 0.004 | 0.017 | 0.054 | 0.001 | 0.009 | −0.027 | 0.000 |
| Control Variables Characteristics | ||||||||
| Lev | 0.348 | 0.004 | 0.340 | 0.344 | 0.002 | 0.330 | −0.004 | 0.331 |
| Mapro | 0.996 | 0.002 | 0.996 | 0.999 | 0.001 | 0.998 | 0.003 | 0.105 |
| Dual | 0.261 | 0.010 | 0.000 | 0.478 | 0.006 | 0.000 | 0.218 | 0.000 |
| Mnov | 0.640 | 0.011 | 1.000 | 0.648 | 0.005 | 1.000 | −0.008 | 0.537 |
| Firp | 32.910 | 0.303 | 31.355 | 33.617 | 0.146 | 31.830 | 0.707 | 0.036 |
| Prs | 0.000 | 0.000 | 0.000 | |||||
| INS | 31.206 | 0.554 | 29.245 | 29.790 | 0.271 | 21.605 | −1.427 | 0.023 |
| GDP | 961.143 | 477.797 | 0.000 | |||||
| Marind | 9.898 | 0.029 | 10.153 | 9.914 | 0.014 | 10.153 | 0.163 | 0.613 |
模型4分析了企业声誉(REP)对代际传承(SUC)与企业战略持续性水平(STR_per)之间关系的调节效应。结果显示:企业声誉(REP)与代际传承(SUC)的交互项(SUC×REP)系数显著为正(b=0.798,p<0.1),且在后续全模型6中该结果依旧稳健。调节关系如图2所示,这表明企业声誉会显著削弱代际传承与企业战略持续性水平之间的负向关系,由此本文假设3得到验证。
|
| 图 2 企业声誉对代际传承与企业战略持续性水平关系的调节效应图 |
模型5分析了宗族文化(CLAN)对代际传承(SUC)与企业战略持续性水平(STR_per)之间关系的调节效应。结果显示:宗族文化(CLAN)与代际传承(SUC)的交互项(SUC×CLAN)系数显著为正(b=0.044,p<0.05),且在后续全模型6中该结果依旧稳健。调节关系如图3所示,这表明宗族文化会显著削弱代际传承与企业战略持续性水平之间的负相关关系,由此本文假设4得到验证。
|
| 图 3 宗族文化对代际传承与企业战略持续性水平关系的调节效应图 |
(三)稳健性检验
为了缓解变量度量方法选择问题、样本自选择偏差的内生性问题、互为因果的内生性等对本文研究结论的不利影响,本文分别进行了相应的稳健性检验。
1.因变量的替代性检验
在上文的主体分析中,本文使用了广告强度、研发强度等六个维度来衡量战略持续性水平。但由于中国上市公司对广告费用的披露并不详尽,除了前文所采用的通过销售费用近似替代的方法,还可以采用剔除一些指标重新测量战略持续性。因此,参考现有相关研究(Finkelstein和Hambrick,1990),在原有战略持续性模型中剔除广告强度与研发强度两个变量,基于剩余维度重构四维度指标体系,并重新测算企业的战略持续性水平(STR_pern)。
根据上述新的因变量衡量指标,本文重新进行了多元回归分析,结果如表5所示。首先,在以固定资产更新程度、管理费用收入比、库存水平和财务杠杆四个维度作为企业战略持续性水平替代性变量的回归结果中,模型1结果显示代际传承(SUC)的回归系数显著为负(b=−0.027,p<0.05),且在后续加入调节变量的模型2至模型5中依旧显著。因此,本文假设1得到进一步验证。其次,模型2为业绩期望落差(HPS)对代际传承(SUC)与企业战略持续性水平(STR_pern)之间关系的调节作用(b=−0.345,p<0.05);模型3为企业声誉(REP)对代际传承(SUC)与企业战略持续性水平(STR_pern)之间关系的调节作用(b=0.985,p<0.1);模型4为宗族文化(CLAN)对代际传承(SUC)与企业战略持续性水平(STR_pern)之间关系的调节效应(b=0.062,p<0.05)。结果表明,所有结果均对上述假设进行了进一步验证,在替换战略持续性水平这一因变量指标后,上述研究结果依然稳健。
| 变量 | 因变量:STR_pern | ||||
| 模型1 | 模型 2 | 模型3 | 模型 4 | 模型5 | |
| SUC | −0.027** | −0.027** | −0.027** | −0.029** | −0.030*** |
| (−2.46) | (−2.55) | (−2.51) | (−2.54) | (−2.65) | |
| SUC×HPS | −0.345** | −0.335** | |||
| (−2.39) | (−2.35) | ||||
| SUC×REP | 0.985* | 0.901* | |||
| (1.79) | (1.65) | ||||
| SUC×CLAN | 0.062** | 0.054** | |||
| (2.40) | (2.20) | ||||
| HPS | −0.247*** | −0.190*** | −0.248*** | −0.246*** | −0.191*** |
| (−4.24) | (−3.24) | (−4.25) | (−4.23) | (−3.26) | |
| REP | 0.190 | 0.181 | −0.002 | 0.186 | 0.002 |
| (0.55) | (0.53) | (−0.00) | (0.54) | (0.01) | |
| CLAN | 0.008 | 0.007 | 0.009 | 0.008 | 0.007 |
| (0.11) | (0.09) | (0.13) | (0.11) | (0.10) | |
| Control | Yes | Yes | Yes | Yes | Yes |
| Year | Yes | Yes | Yes | Yes | Yes |
| Ind | Yes | Yes | Yes | Yes | Yes |
| Constant | −0.240** | −0.237** | −0.238** | −0.240** | −0.235** |
| (−2.46) | (−2.42) | (−2.43) | (−2.46) | (−2.40) | |
| N | 10046 | 10046 | 10046 | 10046 | 10046 |
| adj_R2 | 0.601 | 0.601 | 0.601 | 0.601 | 0.601 |
| 注:表中控制变量同上所述,下同。 | |||||
2.倾向得分匹配
在本文的上述主体分析中,本文考察了代际传承对家族企业战略持续性水平的影响关系,可能会存在样本自选择偏差的内生性问题,即未发生代际传承的企业与已发生代际传承的企业之间可能存在系统性差异,家族企业可能会根据某些未被观测到的因素决定是否进行代际传承。为缓解样本自选择偏差的内生性问题,本文基于已有对倾向得分匹配方法的介绍(Becker和Ichino,2002),按照家族企业是否发生代际传承,将已发生代际传承的企业作为处理组,将未发生代际传承的企业作为对照组,将所有控制变量作为协变量,通过Probit模型估计倾向得分,并分别采用核匹配确定权重,进一步考察代际传承对家族企业战略持续性水平的影响。通过不同匹配方式筛选后的样本回归结果依旧显著,结果如表6所示。模型1显示代际传承(SUC)的回归系数显著为负(b=−0.019,p<0.05),且在后续加入调节变量后的模型中依旧稳健。模型2加入了业绩期望落差(HPS)与代际传承(SUC)的交互项(SUC×HPS),回归系数显著为负(b=−0.265,p<0.01)。模型3加入了企业声誉(REP)与代际传承(SUC)的交互项(SUC×REP),回归系数显著为正(b=0.796,p<0.1)。模型4加入了宗族文化(CLAN)与代际传承(SUC)的交互项(SUC×CLAN),回归系数显著为正(b=0.044,p<0.05)。模型5为加入了所有调节变量后的全模型。倾向匹配得分后的结果与上文假设结果保持高度一致,很好地支持了本文的研究假设。
| 变量 | 因变量:STR_per | ||||
| 模型1 | 模型2 | 模型 3 | 模型 4 | 模型5 | |
| SUC | −0.019** | −0.020** | −0.020** | −0.021** | −0.021*** |
| (−2.44) | (−2.53) | (−2.49) | (−2.52) | (−2.63) | |
| SUC×HPS | −0.265*** | −0.257** | |||
| (−2.60) | (−2.56) | ||||
| SUC×REP | 0.796* | 0.734* | |||
| (1.91) | (1.78) | ||||
| SUC×CLAN | 0.044** | 0.038** | |||
| (2.39) | (2.05) | ||||
| HPS | −0.221*** | −0.177*** | −0.221*** | −0.220*** | −0.178*** |
| (−5.24) | (−4.04) | (−5.25) | (−5.23) | (−4.06) | |
| REP | 0.042 | 0.035 | −0.113 | 0.039 | −0.110 |
| (0.16) | (0.13) | (−0.39) | (0.15) | (−0.38) | |
| CLAN | 0.008 | 0.007 | 0.008 | 0.008 | 0.007 |
| (0.41) | (0.38) | (0.45) | (0.40) | (0.42) | |
| Control | Yes | Yes | Yes | Yes | Yes |
| Year | Yes | Yes | Yes | Yes | Yes |
| Ind | Yes | Yes | Yes | Yes | Yes |
| Constant | −0.161** | −0.159** | −0.160** | −0.161** | −0.157** |
| (−2.07) | (−2.04) | (−2.05) | (−2.07) | (−2.02) | |
| N | 10037 | 10037 | 10037 | 10037 | 10037 |
| adj_R2 | 0.606 | 0.606 | 0.606 | 0.606 | 0.606 |
3.熵平衡匹配法
虽然倾向得分匹配法(PSM)能够在一定程度上缓解样本自选择偏差所导致的内生性问题,但这种方法在解决实验组与控制组的协变量均衡问题上尚存不足,且匹配过程易造成样本缺失,进而导致研究结论在一定程度上缺乏说服力(Hainmueller,2012)。基于此,本研究选择熵平衡法(entropy balancing)进行稳健性检验。熵平衡法能够通过平衡三阶矩,在实验组和对照组之间实现高水平的协变量平衡(McMullin和Schonberger,2020)。相较于其他常见的匹配方法(如倾向得分匹配法),熵平衡法在协变量平衡和样本保留方面具有显著优势。其基于重新加权方案实现平衡,这使我们能够保留样本中的所有观测值,避免了有价值的信息的损失。其次,基于样本矩对权重进行的直接调整,消除了对倾向得分模型进行迭代搜索的需求,有效规避了由此可能导致的匹配结果偏差(Hainmueller,2012)。当然,熵平衡法也存在一定局限性,其可能会为分布中的少数观察值或异常值分配较大的权重(Beck等,2022)。
具体来说,本研究将未发生代际传承的家族企业作为控制组,已发生代际传承的家族企业作为实验组。鉴于控制组和实验组样本的协变量之间存在差异,而这些差异可能与家族企业的战略持续性有直接联系。为最大限度缓解协变量差异对核心结论的干扰,本研究采用能更准确处理高维数据的熵平衡匹配法进行稳健性检验。在检验代际传承与家族企业的战略持续性之间的因果效应关系时,使用熵平衡法产生的权重对样本观测进行加权,使得加权样本中的控制组协变量的样本矩(如均值、方差等矩条件)与实验组协变量的样本矩保持平衡,进而最高程度上使两组样本实现精确匹配,从而进一步缓解样本选择偏误问题。
本文参考Hainmuller对协变量维度的控制方法(Hainmueller,2012),选取控制变量中的资产负债率(Lev)、边际利润率(Mapro)、两职合一(Dual)、董监高是否具有海外背景(Mnov)、第一大股东持股数量(Frip)、市场化指数(Marind)作为协变量,剔除没有实际意义的协变量交叉项,以解决多重共线性问题。平衡性测试结果如表7所示:匹配前实验组和控制组在各协变量上的差距较大,而匹配后的差距明显缩小。
| 匹配前 | |||||||
| 变量 | SUC=1(n=1896) | SUC=0(n= |
归一化差值 | ||||
| Mean | Variance | Skew | Mean | Variance | Skew | ||
| Lev | 0.348 | 0.029 | 0.350 | 0.344 | 0.031 | 0.345 | 0.350 |
| Marpo | 0.996 | 0.005 | −4.754 | 0.999 | 0.006 | −3.999 | −4.749 |
| Dual | 0.261 | 0.193 | 1.091 | 0.478 | 0.250 | 0.087 | 1.089 |
| Mnov | 0.648 | 0.228 | −0.618 | 0.640 | 0.230 | −0.584 | −6.178 |
| Firp | 32.910 | 174.059 | 0.619 | 33.617 | 173.750 | 0.576 | −0.619 |
| Marind | 9.898 | 1.547 | −0.886 | 9.914 | 1.618 | −1.050 | −0.885 |
| 匹配后 | |||||||
| 变量 | SUC=1(n=1896) | SUC=0(n= |
归一化差值 | ||||
| Mean | Variance | Skew | Mean | Variance | Skew | ||
| Lev | 0.348 | 0.029 | 0.350 | 0.348 | 0.029 | 0.350 | 0.000 |
| Marpo | 0.996 | 0.005 | −4.754 | 0.996 | 0.005 | −4.749 | 0.001 |
| Dual | 0.261 | 0.193 | 1.091 | 0.261 | 0.193 | 1.089 | −0.001 |
| Mnov | 0.648 | 0.228 | −0.618 | 0.648 | 0.228 | −0.618 | 0.000 |
| Firp | 32.910 | 174.059 | 0.619 | 32.908 | 174.048 | 0.619 | 0.000 |
| Marind | 9.898 | 1.547 | −0.886 | 9.897 | 1.547 | −0.885 | 0.000 |
表8列出了熵平衡匹配后的回归分析结果,从中可以看出:模型1中代际传承(SUC)的回归系数显著为负(b=−0.019,p<0.1),且在后续加入调节变量后的模型2至模型5中依旧稳健。模型2加入了业绩期望落差(HPS)与代际传承(SUC)的交互项(SUC×HPS),回归系数显著为负(b=−0.210,p<0.05),且在后续模型5全模型中依旧显著。模型3加入了企业声誉(REP)与代际传承(SUC)的交互项(SUC×REP),回归系数显著为正(b=0.786,p<0.1),且在后续模型5全模型中依旧显著。模型4加入了宗族文化(CLAN)与代际传承(SUC)的交互项(SUC×CLAN),回归系数显著为正(b=0.041,p<0.05),且在后续模型5全模型中依旧显著。熵平衡匹配后的结果与上文假设结果保持高度一致,有效地缓解了样本选择偏差导致的内生性问题。
| 变量 | 因变量:STR_per | ||||
| 模型1 | 模型2 | 模型3 | 模型4 | 模型5 | |
| SUC | −0.019*** | −0.019*** | −0.020*** | −0.020*** | −0.021*** |
| (−2.74) | (−2.81) | (−2.82) | (−2.83) | (−2.96) | |
| SUC×HPS | −0.210** | −0.205** | |||
| (−2.26) | (−2.22) | ||||
| SUC×REP | 0.786* | 0.731* | |||
| (1.89) | (1.78) | ||||
| SUC×CLAN | 0.041** | 0.036** | |||
| (2.49) | (2.25) | ||||
| HPS | −0.248*** | −0.152*** | −0.249*** | −0.248*** | −0.155*** |
| (−5.32) | (−3.27) | (−5.33) | (−5.32) | (−3.33) | |
| REP | 0.136 | 0.134 | −0.203 | 0.134 | −0.181 |
| (0.53) | (0.53) | (−0.69) | (0.53) | (−0.61) | |
| CLAN | 0.007 | 0.006 | 0.009 | 0.007 | 0.008 |
| (0.32) | (0.29) | (0.39) | (0.32) | (0.36) | |
| Control | Yes | Yes | Yes | Yes | Yes |
| Year | Yes | Yes | Yes | Yes | Yes |
| Ind | Yes | Yes | Yes | Yes | Yes |
| Constant | −0.176** | −0.173** | −0.174** | −0.176** | −0.171** |
| (−2.43) | (−2.39) | (−2.40) | (−2.42) | (−2.37) | |
| N | 10046 | 10046 | 10046 | 10046 | 10046 |
| adj_R2 | 0.619 | 0.619 | 0.619 | 0.619 | 0.619 |
4.安慰剂检验
为避免其他无法观测的潜在因素干扰回归结论,本研究进一步展开了安慰剂检验。安慰剂检验的核心思想是使用“假的政策发生时间或实验组”进行分析,以检验能否产生政策效应。如果依然出现了政策效应,则表明基准回归中的政策效应不可靠。其目的在于检验政策效应是否真实存在,使因果推断更加可信。本研究通过随机模拟解释变量代际传承,确保解释变量的分布比例与原始样本的分布比例相同,随后将新模拟的解释变量与被解释变量之间进行2 000次安慰剂效果的随机检验。结果如图4所示,图中报告了解释变量估计系数和P值的核密度分布图,图中蓝色为每次随机模拟后P值结果,棕色为随机模拟后的核密度分布图。抽样回归的回归系数核密度近似均值为0的正态分布,绝大多数估计系数的P值大于0.1的10%统计显著性水平,且没有一次估计系数超过基准回归系数−0.020。该模拟检验结果表明,模拟结果对应的回归系数统计不显著,即随机赋值的代际传承对家族企业战略持续性水平并不产生实际影响,进一步确保了研究结论的稳健性。
|
| 图 4 安慰剂检验 |
(一)研究结论
本文基于心理所有权理论,以2007—2022年中国A股上市家族企业为样本,系统探讨了代际传承对家族企业战略持续性的影响机理及其边界条件,主要得出如下结论:第一,代际传承显著削弱家族企业的战略持续性。相比创一代,继任者的心理所有权强度较低,导致其更倾向于短期导向的战略调整,弱化了资源配置模式的稳定性。这一发现揭示了家族企业的战略行为逻辑,为家族企业“富不过三代”现象提供了可能的解释路径。第二,心理所有权的代际差异构成了战略分歧的关键机制。创一代因情感依附与身份认同倾向于维护传统战略,而继任者因心理所有权薄弱更易偏离原有路径。这一机制挑战了家族企业同质化假设,为代际冲突提供了微观解释。第三,业绩期望落差会显著强化代际传承与家族企业的战略持续性之间的负向关系,而企业声誉和宗族文化会显著弱化代际传承与家族企业的战略持续性之间的负向关系。
(二)理论贡献
本文的研究贡献主要包括以下几个方面:
第一,构建了基于心理所有权视角的家族企业内部代际传承与战略持续性关系的整合解释框架,拓展了战略持续性前因研究的理论边界。尽管已有研究明确指出CEO更替能够通过改变组织权力与资源分配影响企业战略持续性(Brockmann等,2006;Datta等,2003;Wang等,2025),但研究多聚焦于外部CEO继任情境,未能充分纳入家族企业内部传承的特殊情境——代际往往存在深厚的情感联结、共同的家族愿景与长期承诺。本研究基于心理所有权理论,创新性地揭示家族内部继任者因深厚情感纽带与身份认同,其战略决策更倾向于维持原有战略。即拥有高心理所有权的家族继任者更倾向于将企业视为“家业”的延伸,从而在战略决策中表现出显著的延续倾向与风险规避偏好。这为“为何部分家族企业在代际交接后战略仍能保持高度稳定”提供了基于情感认知机制的全新解释。
第二,揭示了心理所有权的代际差异作为驱动战略演变的微观认知机制,打开了家族企业“决策黑箱”。既有研究多基于社会情感财富理论,将家族整体视为单一决策主体(Berrone等,2012),难以解释同一家族内代际为何常出现战略分歧。本研究引入心理所有权理论,深入剖析开创一代与继任二代在“心理所有权”强度与焦点上可能存在的系统性差异,将其明确为驱动家族企业传承中战略持续性变化的关键内驱力。该分析机制突破了传统理论对家族同质化决策主体的假设,为理解家族企业代际冲突下的战略决策提供了新的解释路径。
第三,在代际传承的动态情境中分析业绩期望落差对战略持续性的作用路径,丰富资源视角下战略选择的情境化解释。本研究以业绩期望落差这一表征企业资源实际与预期偏离的关键变量为核心,深入剖析其在代际传承动态情境中对战略持续性的作用路径,拓宽了战略持续性权变机制的研究维度,从资源压力与心理认知双重视角,为理解家族企业在业绩波动期的战略行为提供了新的分析框架。
第四,引入企业声誉和宗族文化两个非正式制度因素,深入揭示家族企业代际传承与战略持续性之间的边界机制,拓展了非正式制度在家族企业战略研究中的微观基础和应用情境。现有关于企业声誉与宗族文化作为非正式制度的重要性已被广泛承认,但研究多聚焦于交易成本理论、印记理论(贺小刚等,2025)等中观或宏观视角,未能深入揭示其如何与家族内部微观心理机制互动并作用于企业战略决策。本研究将二者明确为关键的情境边界条件,基于心理所有权视角,理论化并验证了其调节路径,深入揭示家族企业内部CEO心理所有权代际差异对战略持续性的影响机制,弥补了现有研究在微观理论视角上的不足。
(三)实践启示
基于上述研究发现,本文提炼出具有针对性的实践启示。
第一,对家族企业及其继任者来说,需重视传承期的“心理交接”与战略共识构建。将心理所有权的培育纳入系统化传承规划。基于心理所有权代际差异对战略持续性的显著影响,家族企业管理者应构建继任者的渐进式赋能机制。家族企业不仅要关注股权、职位等正式权力的交接,更需有意识地设计与推动“心理所有权”的代际传递,摒弃简单的“空降式”接班模式,通过系统化的内部培养机制,逐步增强二代继任者对企业的情感依附、“主人翁”意识与心理所有权,从而为其在接班后维持战略的稳定性奠定心理基础。
第二,对家族企业管理层与治理机构来说,需要优化治理以缓冲代际认知冲突。一方面,在治理结构中可以设计针对传承期特殊情境的绩效考核与激励机制,可探索引入长期能力建设、家族共识达成度等要素的综合性评价体系,以引导继任者在关注短期业绩的同时,兼顾核心战略的稳定性与延续性。另一方面,要审慎选择传承主体。学界与实务界基于家族人力资源受限的假设,主张聘用非家族职业经理人实现家族企业的专业化管理(Chua等,2009)。然而,本研究揭示的心理所有权机制对这一观点提出了挑战:创一代因深度情感依附与身份认同形成强心理所有权,倾向于维护家族企业的既定战略,而家族继任者因其心理所有权薄弱导致战略偏离。作为外部成员,非家族管理者因天然缺少家族情感纽带与代际传承使命,更易受短期业绩压力驱动而采取机会主义策略。对此,家族企业管理者需突破“非家族管理者必然更优”的认知局限,家族企业应根据自身资源禀赋、文化传统及战略目标,差异化选择管理者并定制相应的心理所有权培育策略,而非盲目追随“去家族化”的改革潮流。
第三,从市场层面的企业声誉监督机制角度而言,企业声誉作为市场化监督机制的重要组成部分,通过市场参与者的信息收集、传播与评价,对家族企业的战略决策与传承行为形成约束与激励,进而能够有效削弱代际传承与战略持续性的负向关系。在家族企业代际传承过程中,权力交接往往会引发市场对企业稳定性和发展前景的重新评估,而良好的企业声誉能够在一定程度上缓冲这种评估带来的不确定性冲击。因此,家族企业需将企业与家族声誉深度融合,构建基于声誉维护的战略传承机制。
(四)研究局限与未来研究方向
本研究也存在一定的局限性,这为未来研究提供了更多的探讨机会。首先,心理所有权测量的间接性与“黑箱”问题。本研究采用心理所有权理论解释代际传承对战略持续性的影响机制,但受限于二手数据的可得性,未能直接测量个体心理所有权水平。本研究通过创始人身份、家族成员参与管理等代理变量间接推导心理所有权的代际差异,尽管符合既有文献的常用方法(Rau等,2019),但心理状态的复杂性可能导致理论推断与真实动机存在偏差,而代理变量难以完全捕捉这些隐性心理过程。未来研究可尝试结合心理所有权的相关量表设计调查、深度访谈或实验法等,直接测量不同代际管理者的心理所有权强度,增强理论解释的精确性。
其次,本研究将代际传承界定为二代继承人担任董事长或总经理等关键管理职位,侧重管理权交接的显性标志,但忽视了所有权转移、决策权过渡等隐性维度。在现实中,家族企业的权杖交接常伴随股权结构调整、家族隐性知识及非正式权威转移,仅以职位变动划分代际传承可能无法完全反映代际权力交接的复杂性。此类情境下的战略持续性影响机制可能与本研究结论存在差异。未来研究可综合管理权、所有权、控制权等多维度构建传承阶段划分标准,结合案例研究揭示不同传承模式下的战略演化逻辑。
最后,本研究以2007—2022年中国A股上市家族企业为样本,虽通过严格筛选确保数据可靠性,但样本范围仍存在部分局限:企业类型偏差方面,研究未纳入非上市家族企业,而后者在传承模式、资源约束及战略灵活性上与上市公司存在显著差异,导致结论对中小家族企业的适用性受限;文化情境方面,中国家族企业的代际传承深度嵌入宗族文化、家本位价值观等制度背景,心理所有权的作用机制与西方家族企业依赖信托制度、职业经理人体系的传承逻辑存在本质差异,导致研究结论的跨文化适用性受限。未来研究可拓展至跨国比较、非上市企业及特殊行业样本,结合制度理论揭示文化情境对代际传承与战略持续性关系的影响边界。
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