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Ý6× ì ,º ¸ Nb u D¢.CX×é1 · 2019-03-26 · u "mmfo fu bm u u 9v fu bm u u ! j0Î Ô5Î...

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《管理世界》 (月刊) 2017 年第 3 当控 家族 居“幕后 时, 家族成员担任公 使得家族 和公 分离,由此 加剧控 中小 的利益冲 。本文以 1999~2014 年中国 市家族企 为样本, 为深入地研 了控 家族 居“幕后对公 务决策的影响。实 明, 由实 控制人家族成员担任 的企 相比, 家族成员担任 支出更少、创新 平更低、 债比例更 、债务期 构更 、现 持有更 利支付更 少。 步地,本文发现当家族成员 担任 时, 占用、关 交易等控 为更 ;管理层的 敏感性、离 敏感性 , 明控 管理层存在合 的倾向; ,家族成员 担任 的企 劣于 家族成员任 的企 些研 明,控 家族 居“幕后 低了家族 受损 成本,恶化了公 的代理 ,从 扭曲了公 务决策。本文从 个新的 了家族 涉入对公 务决策的影响,为家族 家族成员参 务决策的差异提供了新的 家族企 家族成员 务决策 家族 、引 家族 业在世界范围内均广 存在 laessens etal.2000 AndersonandReeb 2003 例如 在美国 S&P 财富 500 公司中有 35% 37% 业由家族控制 AndersonandReeb 2003 Villalonga andAmit 2006 。在中国 尽 家族 业的发展历史较短 经过 30 余年的改 革开放 家族 业已成为中国经济的重要组成部分。在资本市场上 家族控股公司也已占据 半壁江山 根据我 的统计 2014 年家族控股上市公司占所有 A 股公司的比例已达 53.8%。因此 对家族 业问题进行研究不仅具有重要的理论意义 同时 对 家族 业乃至 国家的经济发展都具有较为重要的现实意义。 在家族 业研究中 实际控制家族如何影响上市公司行为一直是学术研究的热点问题。 家族 业的特点决定 控股家族在家族 业的地位 他 掌握着公司决 的最 话语权 叶 康涛 2010 苏忠秦、 登仕 2012 。已有研究表明 控股家族的股权安排如金字塔结构 显著影响公司绩效表现及财务决 邓建平、曾勇 2005 谷祺 2006 韩亮亮、李凯 2008 苏忠秦、 登仕 2012 韩忠雪、崔建 2014 而家族 理作为控股家族涉入 业的另一方 式 控股家族通过关键职位的人员安排也将对上市公司产生影响 李婧 2010 苏忠秦、 登仕 2012 志华 2012 严若森、叶 2014 蔡地 2016 。同时 控股家族不仅关 家族物质财富的增长 也追求家族声誉和社 地位的提升 ParkandLuo 2001 Allen etal. 2005 。而董 长作为公司的法人 表 除在公司内部拥有最 权力 更享有较 家族的“垂帘听政” 公司 务决策 * 姜付 晓佳 文婧 * 本文为国家自然科学基金项目 71432008 及中国人民 学科学研究基金 中 校基本科研业务费专项 资金资助 项目 17XNH 074 的阶段性成果。 - - 125
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《管理世界》(月刊)2017年第 3期

摘要当控股家族退居ldquo幕后rdquo时非家族成员担任公司董事长使得家族声誉和公司形象

分离由此可能加剧控股股东与中小股东的利益冲突本文以 1999~2014年中国上市家族企

业为样本较为深入地研究了控股家族退居ldquo幕后rdquo对公司财务决策的影响实证检验结果

表明与由实际控制人家族成员担任董事长的企业相比非家族成员担任董事长企业的资本

支出更少创新水平更低负债比例更高债务期限结构更长现金持有更多股利支付更

少进一步地本文发现当家族成员不担任董事长时资金占用关联交易等控股股东私利

行为更多管理层的薪酬mdash业绩敏感性离职mdash业绩敏感性较低而在职消费更高表明控股

股东与公司管理层存在合谋的倾向而且家族成员不担任董事长的企业的业绩表现要劣于

家族成员任董事长的企业这些研究结论表明控股家族退居ldquo幕后rdquo降低了家族声誉受损

成本恶化了公司的代理问题从而扭曲了公司财务决策本文从一个新的视角检验了家族

涉入对公司财务决策的影响为家族与非家族成员参与企业财务决策的差异提供了新的

解释

关键词家族企业 非家族成员董事长 财务决策 掏空行为 家族声誉

一引言

家族企业在世界范围内均广泛存在(Claessens et al2000Anderson and Reeb2003)

例如在美国SampP(财富)500公司中有 35(37)的企业由家族控制(Anderson and Reeb2003Villalonga and Amit2006)在中国尽管家族企业的发展历史较短经过 30余年的改

革开放家族企业已成为中国经济的重要组成部分在资本市场上家族控股公司也已占据

了半壁江山根据我们的统计2014 年家族控股上市公司占所有 A 股公司的比例已达

538因此对家族企业问题进行研究不仅具有重要的理论意义同时对于家族企业乃至

国家的经济发展都具有较为重要的现实意义

在家族企业研究中实际控制家族如何影响上市公司行为一直是学术研究的热点问题

家族企业的特点决定了控股家族在家族企业的地位他们掌握着公司决策的最高话语权(叶

康涛等2010苏忠秦黄登仕2012)已有研究表明控股家族的股权安排如金字塔结构等

显著影响公司绩效表现及财务决策(邓建平曾勇2005谷祺等2006韩亮亮李凯2008苏忠秦黄登仕2012韩忠雪崔建伟2014)而家族管理作为控股家族涉入企业的另一方

式控股家族通过关键职位的人员安排也将对上市公司产生影响(李婧等2010苏忠秦黄

登仕2012魏志华等2012严若森叶云龙2014蔡地等2016)同时控股家族不仅关注

家族物质财富的增长也追求家族声誉和社会地位的提升①(Park and Luo2001Allen et al2005)而董事长作为公司的法人代表除在公司内部拥有最高决策权力外更享有较高的

控股家族的ldquo垂帘听政rdquo与公司财务决策

姜付秀 郑晓佳 蔡文婧

本文为国家自然科学基金项目(71432008)及中国人民大学科学研究基金(中央高校基本科研业务费专项资金资助)项目(17XNH074)的阶段性成果

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社会知名度因此由家族成员担任董事长将是提

高控股家族声誉影响力和社会资本的便捷途径

然而通过对中国资本市场上家族企业的董事长背

景进行考察我们发现约有 26家族企业的董事

长由非家族成员担任

自然地随着公司的发展和成熟企业家逐渐

退出公司的经营管理或者经过多年的发展历经

代际交替当没有合适的家族继承人时非家族成

员成为必然选择(Cucculelli and Micucci2008)例

如已有的国外家族企业研究发现由非家族成员

担任 CEO 的家族企业占比约在 30~60之间 ②

(Anderson and Reeb2003Villalonga and Amit2006Andres2008Isakov and Weisskopf2014)

但是需要注意的是中国家族企业与国外家族企

业具有显著不同的特征首先中国家族企业规模

相对较小成立年限较短(Cheng2014Amit et al2015Xu et al2015)以上市公司样本来看中国

家族企业平均仅成立 12年而美国丹麦等国家的

家族企业平均则至少已有 50 年的历史(Andersonand Reeb2003Villalonga and Amit2006Andres2008Isakov and Weisskopf2014)其次中国家族

企业大部分仍处于第一代③且未经历家族传承而

国外家族企业中第二代第三代甚至第四代家族

成员进入企业工作已很常见(Villalonga and Amit2006)因此在中国职业经理人市场不成熟④(Jiang and Kim2015)而企业家较年轻⑤又注重家族

声誉和社会关系建立(Park and Luo2001Allen etal2005)的背景下如此高比例的家族企业董事长

由非家族成员担任显然超过我们的想象对于为

何会有如此高的非家族参与率我们不得而知但

由非家族成员担任董事长对家族企业行为可能产

生的影响却不容忽视然而不管是学术界还是实

务界有关中国家族企业中家族与职业经理人的讨

论大都围绕公司经营管理的经济效益问题(王明琳

等2010连燕玲等2011夏立军等2012)或是将

公司领导人的选择置于家族企业基业长青的框架

下探讨家族传承问题(如何轩等2014顾振华沈

瑶2016)而对家族企业通过引入非家族成员担任

董事长可能产生的公司行为决策变化则少有关注

通过管理涉入是控股股东增强控制力的重要

方式(La Porta et al1999Claessens et al2000苏

启林朱文2003)在家族企业中控股股东的代

理问题是上市公司代理问题的主要体现(Shleiferand Vishny1997La Porta et al1999Claessens etal2002王明琳2006)在ldquo一股独大rdquo投资者保

护不力公司治理机制不完善的中国家族企业中

控股股东代理问题更为突出然而控股家族从事

侵占外部投资者的私利行为也存在成本尤其是声

誉的损失作为市场的长期参与者控股家族与银

行投资者政府及监管部门长期打交道华人社会

关系中的ldquo熟人圈rdquo文化使得家族十分重视声誉

(Anderson and Reeb2003Xu et al2015刘正才

2002)当控股家族以董事长这一高知名度透明

度的职位参与上市公司管理时家族在社会信息网

络中的嵌入度增加董事长企业家族 3者的声誉

也将绑定控股家族的任何私利行为都会直接影响

到其自身声誉鉴于声誉损失的巨大成本(叶康涛

等2010)控股家族不得不对其实施私利行为的成

本收益进行权衡即家族成员是否担任上市公司

董事长将极大地影响家族企业中控股股东代理

问题

由于董事长常由实际控制人直接指定或间接

委派(La Porta et al1999)其与控制家族常具有显

性或隐性的社会联系(Mullins and Schoar2016)因

此即使家族成员不担任董事长控制家族对上市

公司决策也有充分的影响力集中的股权结构及缺

乏有效的内部治理也保证了控股家族在包括投资

融资股利等财务决策上有绝对的主导权为更好

说明本文的研究问题我们将家族企业成员不担任

公司董事长这一现象称为控股家族ldquo垂帘听政rdquo

基于代理理论本文从影响控股股东私利行为成本

的董事长任职这一角度检验了家族企业中控股家

族的ldquo垂帘听政rdquo对公司财务决策的影响对于研究

公司治理尤其是控股股东与外部投资者之间的利

益冲突问题具有较为重要的理论意义

我们认为在中国的家族企业中上市公司的

财务决策首先服务于控股家族的私有利益由于

中国的商业环境主要依赖于非正式制度约束人际

关系等非正式联系在公司决策及治理方面具有重

要作用(Peng and Heath1996Allen et al2005)

考虑声誉机制对控股股东行为的影响对理解家族

上市公司财务决策具有重要帮助在中国重人情

控股家族的ldquo垂帘听政rdquo与公司财务决策

中国上市公司研究

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《管理世界》(月刊)2017年第 3期

讲关系的社会文化下良好声誉是企业家的一项无

形资产(姜涛2010)控股家族珍惜并重视作为社

会网络基础的个人及家族声誉(Park and Luo2001Allen et al2005Xu et al2015)尽管控股

股东具有较强的私利动机可以采用多种方式ldquo掏

空rdquo上市公司(Johnson et al2000)如通过关联交

易(魏明海等2013姜付秀等2015Liu et al2015)资金占用(李增泉等2004Jiang et al2010)等转移公司资源或支付家族成员超额薪酬

管理层堑壕效应(Morck et al1988Chen et al2013)等服务家族目标但巨大的声誉损失成本如

因实施不当行为而被证监会或证券交易所处罚因

违背儒家文化中诚信道义而受到舆论指责等在一

定程度上约束了控股股东的机会主义行为然而

当家族企业聘用非家族董事长而控股家族退居ldquo幕

后rdquo时控股家族私利行为的隐蔽性增加了监管部

门及其他投资者的监督成本及难度家族受到的社

会关注度下降声誉机制的约束作用削弱同时

家族声誉不因公司经营不善而受损也促使控股家

族具有较强的剥削其他投资者的动机从而导致控

股股东可能利用上市公司的财务决策攫取家族私

利(冯旭南2012)即当控股家族退居ldquo幕后rdquo时

家族声誉与公司形象的分离将会降低家族声誉受

损的成本从而加剧了控股股东与中小股东的利益

冲突使得公司财务决策可能成为服务控股股东掏

空行为的手段因此由实际控制人家族担任董事

长的企业与非家族成员担任董事长的企业在财务

决策上将存在显著差异⑥

为检验董事长性质即董事长是否为实际控制

人或其家族成员对上市公司财务决策的影响本文

利用 1999~2014年所有A股上市家族企业作为研究

样本依据上市公司年报招股说明书新闻报道等

公开资料明确了董事长与实际控制人之间的家族

关系并以此考察由实际控制人家族成员担任董事

长的企业与非家族成员担任董事长企业在投资融

资股利政策方面的异同本文的实证研究发现

当家族企业的董事长由与实际控制人无明确家族

关系的人员担任时上市公司的财务决策显著区别

于家族成员担任董事长的企业具体而言与家族

董事长企业相比非家族董事长企业的资本支出和

创新产出较少负债比例较高债务期限结构较长

现金持有较多股利支付的意愿和股利支付率均较

低这一结论在控制了潜在的董事长任命与公司

决策之间的内生性问题及一系列稳健性检验后仍

保持不变尽管决定上市公司财务决策的因素有

很多如控股家族的风险规避态度等但这些结果

更可能是因为控股股东的代理问题所致

为验证控股家族ldquo垂帘听政rdquo对公司财务决策

的影响主要服务于控股股东的掏空动机我们检验

了由非家族成员担任董事长与家族成员担任董事

长的两类公司中第二类代理问题的差异实证检

验结果表明由非家族成员担任董事长的企业的关

联交易和资金占用比家族成员任董事长的企业多

第二类代理问题更为严重同时我们还检验了两

类公司在第一类代理问题上的差异我们发现在

非家族董事长企业中管理层的代理倾向也更高

表现为管理层的薪酬-业绩敏感性离职-业绩敏感

性均较低在职消费较多此外相比家族董事长

企业非家族董事长企业的绩效较差被ldquoSTrdquo的可

能性更高总而言之本文实证结果表明当实际

控制人家族退居ldquo幕后rdquo时上市公司的治理水平下

降控股股东掏空动机的增强显著影响了上市公司

的财务决策

本文的贡献主要体现在以下几个方面第一

本文从董事长这一新的视角考察了家族涉入对上

市公司财务行为的影响为家族涉入如何影响公司

财务决策提供了新的证据已有文献主要从 CEO视角研究家族成员涉入公司经营管理对企业行为

与绩效的影响如 Anderson 和 Reeb(2003)Anderson 等(2003)Maury(2006)Fahlenbrach(2009)

Isakov和Weisskopf(2014)蔡地等(2016)与以往

研究不同本文从董事长这一更为重要的对公司

决策影响更大的职位入手分析了家族成员担任董

事长与否对公司财务行为的影响

第二本文也丰富了有关家族企业控股股东代

理问题的相关研究已有文献主要从股权结构安

排视角研究控股家族通过控制权与现金流权的分

离实现侵占中小股东利益的动机导致上市公司

的研发投入较少(唐跃军左晶晶2014)资产负债

率较高(冯旭南2012)现金持有较多(韩忠雪崔

建伟2014Liu et al2015)股利支付较少(邓建

平曾勇2005王爱国宋理升2012)与之不同

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本文从控股家族对公司关键岗位的人员安排视角

研究了家族控股股东如何实现其控制权私有收益

的问题另外本文从家族董事长增加了控股家族

私利行为成本的角度进行研究也补充了有关控股

股东代理问题影响因素的文献

第三本文也补充了非正式制度对上市公司行

为影响的文献(Putnam1993Pamuk2000Guisoet al2004)已有研究指出声誉机制有效约束了

经理人的代理行为(Dyck et al2008Karpoff et al2008)在正式制度较差的情况下声誉机制可以替

代 其 发 挥 作 用(Allen et al2005叶 康 涛 等

2010)本文的研究结论支持了这一观点当上市

公司董事长不由实际控制家族成员担任时家族声

誉与公司声誉相分离控股股东因行为不当或公

司经营不善导致的声誉损失较小声誉机制对控股

股东的约束作用减弱因而其采用对其有利而牺牲

其他投资者利益的财务决策的可能性增加将控

股家族的声誉纳入家族企业分析框架有助于我们

更好地理解控股家族与上市公司的互动关系及公

司的各项财务决策

此外本文的研究结论也为资本市场上的投资

者审计师等中介机构上市公司的债权人等诸多利

益相关者提供重要的参考对于证监会证券交易所

等机构更好地履行监督职责也具有一定的启示意

义同时本文的研究结论也有助于我们更加理性

地看待家族企业中职业经理人的引进问题形式上

看尽管当前中国家族企业表现出较快的ldquo去家族

化rdquo进程其真实性合理性和有效性仍值得商榷

推进家族企业合理顺利地ldquo去家族化rdquo实现家族企

业的健康发展或许仍有较长的路要走

余文的内容安排如下第二部分回顾了家族企

业中家族管理与财务决策的相关文献并提出研究

假设第三部分阐述了本文的样本选择过程及主要

变量定义第四部分报告了主检验及内生性检验的

实证结果第五部分进一步检验了董事长性质对内

部公司治理及绩效的影响在第六部分我们进行了

一系列的稳健性检验第七部分为本文的研究结论

二文献回顾与假设提出

在家族企业中控股家族掌握着公司决策的最

高话语权(叶康涛等2010苏忠秦黄登仕2012)

占据核心地位由于控股家族具有足够的监督管

理层的动机和能力家族企业中股东与经理人代理

问题较不严重然而如Grossman和Hart(1988)指

出只要大股东未持有 100股份控股股东就有利

用其控制权地位获取控制权私有收益的可能

(Dyck and Zingales2004)从事掏空行为(Johnsonet al2000)如关联交易(魏明海等2013姜付秀

等2015Liu et al2015)资金占用(李增泉等

2004Jiang et al2010)等控股股东与外部投资者

之间的利益冲突成为家族上市公司的主要代理问

题(Shleifer and Vishny1997La Porta et al1999Claessens et al2002王明琳2006)众所周知中

国资本市场成立的时间较短相关法律法规并不完

善同时由于缺乏有效的约束机制如投资者保护

较弱控制权市场不活跃法律执行力较差控股家

族具有较强的侵占中小股东利益的动机代理问题

更加严重(唐宗明蒋位2002)

控股家族可通过设立金字塔结构实现控制权

与现金流权的分离强化家族对上市公司的控制

获取家族私利(La Porta et al1999Claessens etal2000苏启林朱文2003)已有研究表明当

控股家族的控制权与现金流权分离程度越高时中

小股东受剥削程度越严重公司业绩表现更差(LaPorta et al1999Claessens et al2000)另外公

司各项财务决策也受到控制权与现金流权分离的

影响为增加控股家族可侵占的资源两权分离度

较高企业的现金持有更多(韩忠雪崔建伟2014)

股利支付水平更低(邓建平曾勇2005王爱国宋

理升2012)负债比例更高(冯旭南2012)

家族管理是家族涉入企业的另一重要方式对

公司决策具有重要影响当家族成员担任上市公

司高管时股东与经理人之间的代理问题得到大大

缓解(Jensen and Meckling1976)此时公司的创

新水平较高(Fahlenbrach2009李婧等2010李婧贺小刚2011严若森叶云龙2014蔡地等

2016)支付的现金股利更多(魏志华等2012)然

而如前文所述第一类代理问题因集中的股权结

构而较不突出控股家族与外部投资者之间的利益

冲突才是家族企业的核心代理问题当家族成员

参与公司经营管理时控股家族侵害其他利益相关

者的能力增强除利用控制权优势决定公司政策

控股家族的ldquo垂帘听政rdquo与公司财务决策

中国上市公司研究

-- 128

《管理世界》(月刊)2017年第 3期

外控股家族还可直接通过管理层从事谋取家族私

利的行为如资金占用违规担保等违法违规行为

(郑杲娉2012)家族企业也可能因潜在较严重的

控股股东代理问题而受到阻碍如担保贷款较多

(陈德球等2013Pan and Tian2016)债务期限较

短(苏忠秦黄登仕2012)相反家族参与企业管

理也可能降低第二类代理问题如有二代参与的企

业的资金占用关联交易较少(Xu et al2015)尽

管家族管理使得控股家族具备较强的攫取私利的

能力控股家族是否实施掏空行为则取决于其对该

私利行为收益和成本的权衡然而在已有家族管

理对财务决策影响的文献中有关控股家族代理问

题的讨论却很少也未有涉及家族管理对控股家族

从事私利行为成本的影响另外已有的研究在探

讨家族管理对财务决策的影响时大部分只关注

CEO(李婧等2010李婧贺小刚2011)高管团队

(蔡地等2016)或将董事长与 CEO视为整体进行

讨论(魏志华等2012严若森叶云龙2014Panand Tian2016)而未区分不同家族管理涉入方式

的影响差异尤其是董事长这一重要职位

依据《中华人民共和国公司法》董事长是公司

的法人代表拥有法律赋予的最高权力在中国家

族企业中董事长往往由实际控制人指派与控股

家族有着显性或隐性的社会联系(Mullins and Schoar2016)因此无论董事长是家族成员还是非家

族成员其权力均在不同程度上受控股家族的约

束家族对公司决策有充分的影响力而集中的股

权结构及缺乏有效的公司治理机制也使得控股家

族在包括投资融资等方面具有绝对的主导权从

这一方面看我们认为在中国家族企业中上市公

司的财务决策首先服务于控股家族的目标其次才

是基于企业的发展需要做出战略选择因此在家

族企业中控股股东代理问题是核心代理问题(Shleifer and Vishny1997La Porta et al1999Claessens et al2002王明琳2006)控股股东侵占中小

股东动机的强弱将直接影响上市公司的财务决策

(Liu et al2015)

董事长是否由家族成员担任影响控股家族侵

害其他投资者的意愿已有研究表明声誉是一项

能够为企业家带来收益的无形资产(姜涛2010)

在中国商业经济发展中发挥重要作用(Allen et al

2005)良好的声誉有助于家族或企业获取ldquo关系

型rdquo借贷政治联系等声誉的损失则会给家族或企

业带来巨大的代价(叶康涛等2010)作为市场的

长期参与者控股家族高度重视家族声誉以及基于

此建立起来的社会关系(Park and Luo2001Anderson and Reeb2003Allen et al2005Xu et al2015)当控股家族成员担任董事长时家族的社

会嵌入度增加控股家族声誉及社会地位得以提

高但与此同时其私利行为也更易被投资者债权

人监管机构等发觉由于董事长企业家族 3者

声誉的绑定因控股家族私利行为导致的公司经营

不善对董事长能力的质疑也在一定程度上损害了

家族的声誉而当上市公司董事长由非家族成员

担任时由于实际控制人家族不通过担任公司法人

代表直接参与经营管理家族声誉与董事长公司

形象的分离降低了家族声誉受损的成本退居ldquo幕

后rdquo也增加了外部投资者的监督难度在这种情况

下控股家族通过ldquo隧道rdquo转移公司资源的动机增

强与中小股东的利益冲突加剧即与家族成员担

任董事长的企业相比非家族董事长企业的代理问

题将更加严重

基于以上分析我们预期家族董事长企业与

非家族董事长企业在投资融资现金持有股利分

配等财务决策方面将存在显著差异

投资决策是公司最重要的决策之一关乎企业

未来的生存和发展因此控股家族目标首先将影

响公司的长期投资决策控股家族往往将家族企

业视为一项家族资产(Casson1999)为实现家族财

富的世代传承家族企业的投资行为具有长期导向

(Le Breton-Miller and Miller2006)然而控股股

东自身的代理倾向则决定了上市公司进行长期投

资的意愿及多寡当控股家族具有较强的侵占外

部投资者动机时家族目标将变得较为短视控股

家族更愿意将资源控制在企业内部以方便其掏空

或投资于周期短风险低的项目进行长期投资的

动力较小同时控股家族通过ldquo隧道rdquo转移上市公

司资产的私利行为如关联交易资金占用等也进

一步减少了公司进行投资可使用的资源因此在

第二类代理问题较严重的公司中上市公司的长期

投资可能较少

在创新和研发方面由于研发兼具长期性高

-- 129

投入高风险的特点(Hirshleifer et al2012)相比

其他投资活动创新对公司经营的风险收益影响

更强(Kothari et al2002)恰如本文前面所分析

的当上市公司董事长由非家族成员担任时家族

声誉与公司形象的分离降低了家族声誉受损的成

本控股家族退居ldquo幕后rdquo的家族企业的代理问题更

加严重因此我们预期非家族成员董事长公司

的创新活动将相对较少

假设 1与由控股家族成员担任董事长的企业

相比非家族董事长企业的投资水平较低

控股股东代理问题也将影响上市公司的资本

结构选择由于负债的股权非稀释效应控股股东

在利用负债融资增加其可支配的资源的同时并未

增加其被收购或丧失家族控股地位的可能性因

此具有较强掏空动机的家族企业将倾向于进行更

高的债务融资(Du and Dai2005)在中国尽管存

在《破产法》但是由于对债权人权利的保护不力

控股家族并不必过于担心负债会导致企业陷入破

产境地(Jiang and Kim2015)债务融资可能成为

控股家族掏空的手段(金雪军张学勇2005戴璐

汤谷良2007孙健2008)无疑作为资本市场的

长期参与者控股家族关注家族声誉及与其他投资

者的关系(Anderson and Reeb2003)并趋于风险

规避(Shleifer and Vishny1986McConaughy et al2001)然而当实际控制人家族不担任上市公司

董事长而退居ldquo幕后rdquo时公司因高负债发生债务违

约财务困境甚至破产对家族声誉的损害较小非

家族董事长企业比家族董事长企业具有更强的债

务融资意愿

由于不同期限的债务对公司行为的影响不同

控股家族对长期短期负债的偏好也存在差异一

方面与长期债务相比短期债务较短的周转时间

及其定期的利息支出减少了公司内部可供控股股

东掠夺的资源财务困境和破产风险的增加也使得

控股家族不得不担心上市公司有价值的ldquo壳rdquo资源

的丢失而减少其掏空行为另一方面期限较短的

债务融资要求上市公司与资金供给方频繁签订合

约对上市公司的监督力度更强妨碍了控股股东

私人利益的攫取(苏忠秦黄登仕2012)相比于

短期负债控股股东更倾向于进行长期债务融资

尤其当控股股东具有较强的掏空动机时其长期债

务融资偏好更加显著因此由于家族与非家族董

事长企业的控股股东利用债务融资谋取私利的动

机存在差异其长期债务融资倾向也不同

假设 2a与由控股家族成员担任董事长的企业

相比非家族董事长企业的资产负债率更高

假设 2b与由控股家族成员担任董事长的企业

相比非家族董事长企业的长期负债率更高

就现金持有决策而言由于代理问题的存在

与非流动资产相比控股股东倾向于持有较多的流

动资产(Liu et al2015)而现金易转移成本低的

特点使其成为控股股东资源转移侵占的主要对象

(Myers and Rajan1998陈德球等2011)控股股

东既可通过直接的现金交易侵占上市公司资金也

可间接地将现金投资于对其有利的项目(Dittmaret al2003)因此当控股股东具有较强的剥夺中

小股东的欲望时上市公司将持有较多的现金以方

便其掏空行为当上市公司董事长由非家族成员

担任时家族与公司声誉相分离控股股东剥夺外

部投资者的动机增强进而促使非家族董事长企业

比家族董事长企业持有较多的现金

假设 3与由控股家族成员担任董事长的企业

相比非家族董事长企业的现金持有水平更高

股利作为利益分配的重要方式也受公司内部

代理冲突尤其是控股股东侵占动机的影响已有

研究表明在制度环境较好的情况下上市公司将

发放更多的股利(La Porta et al2000Faccio et al2001Allen et al2005)当控股股东的两权分离度

较高时上市公司则常常不发或少发股利(Faccioet al2001邓建平曾勇2005王化成等2007)

通过不发或少发股利控股股东将现金保留在公司

内部并利用ldquo隧道行为rdquo将现金占为己有上市公

司的股利支付意愿下降由于家族董事长企业与

非家族董事长企业具有不同程度的控股股东代理

问题两类公司的股利政策也将存在差异当然

控股股东采用缩减或不发股利这种侵占中小股东

利益的方式也存在成本包括声誉损失承担诉讼

风险等(Dyck and Zingales2004)尽管中国投资

者不存在明显的股利偏好但是近些年来我国媒

体对不发或少发股利的ldquo铁公鸡rdquo或ldquo微股利rdquo公司

的报道却屡见不鲜报道更是引发广泛热议(李小

荣罗进辉2015)由于此类报道负面新闻居多

控股家族的ldquo垂帘听政rdquo与公司财务决策

中国上市公司研究

-- 130

《管理世界》(月刊)2017年第 3期

媒体的ldquo关注rdquo不仅损害了公司的声誉也对管理层

尤其是董事长的形象造成了不良影响当上市公司

董事长由非家族成员担任时家族声誉不因较低的

股利支付问题而受损将会加强控股股东将原本作为

股利支出的现金占为己有的欲望即该类企业的股

利支付意愿和股利支付率都将会更低

假设 4与由控股家族成员担任董事长的企业相

比非家族董事长企业的股利支付率较低

三数据变量与描述性统计

(一)数据来源与样本选择

本文以 1999~2014 年所有的 A 股上市公司为初

始样本借鉴苏启林和朱文(2003)邓建平和曾勇

(2005)Maury(2006)许静静和吕长江(2011)等有

关家族企业的定义我们将符合以下条件的企业视

为家族企业(1)最终控制人能够追溯到自然人或家

族(2)最终控制人直接或间接是上市公司的第一大

股东我们首先从CSMAR数据库获取了上市公司实

际控制人的基本信息将其与年报一一进行校对并

确定唯一的最终控制人本文对家族企业最终控制

人的判定标准为(1)当仅有一名实际控制人时该

自然人为最终控制人(2)当存在多名无亲缘关系的

自然人股东时持股比例最高的自然人为最终控制

人(3)当实际控制人为家族且存在持股比其他家族

成员至少高 10的实际控制人时该成员为最终控

制人(4)当实际控制人为家族且家族成员持股均衡

时最终控制人为在上市公司任职且职位级别最高

的家族成员⑦

由于董事长的背景信息并非强制披露我们首先

根据上市公司年报招股说明书等对最终控制人与

董事长的关联关系进行了手工整理对于未明确说

明两者关系的公司我们进一步通过百度等途径网

络搜索相关信息最终确认实际控制人与董事长的

亲属关系鉴于研究惯例我们剔除了(1)最终控

制人为非自然人或家族(2)金融保险业公司(3)主要数据缺失的样本最终得到 9528个观测值样

本的年度行业分布详见表 1在本文中我们将与最终控制人有亲属关系的董

事长界定为家族董事长关系类型包括最终控制人

本人夫妻父子女母子女兄弟妹姐弟妹和其

他亲戚关系如叔侄等对于无法通过公开资料查询

到与最终控制人是否存在亲属关系的董事长我

们将其划分为非家族董事长在本文样本中尽

管由实际控制人家族成员担任董事长的样本占绝

大多数仍有 2611的家族企业选择聘用非家族

成员担任董事长从年度分布上看由非家族成

员担任董事长的比例在 2008年之前变化不大在

2008 年出现显著下降并随后稳定在 20左右⑧

在行业分布上由于制造业样本占总样本的比例

远超过其他行业为避免样本分布出现严重偏差

我们根据证监会二位行业代码进一步将其细分

由表 1可以看出家族与非家族董事长的行业分

布较不均匀例如在批发零售电力及综合类企

业中超过 40的家族企业样本聘用非家族成员担

任董事长而在电子行业中该比例仅为 1398

表 1 样本分布Panel A年度分布

年度1999200020012002200320042005200620072008200920102011201220132014合计

Panel B行业分布

行业农林牧渔业

采掘业食品饮料

纺织服装皮毛木材家具造纸印刷

石油化学塑胶塑料电子

金属非金属机械设备仪表医药生物制品其他制造业

电力煤气及水的生产和供应业建筑业

交通运输仓储业信息技术业

批发和零售贸易房地产业

社会服务业传播与文化产业

综合类合计

总样本N12187614221733836243051155063693412131346134813959528

非家族董事长N492959961511751931971701841992322362622922488

总样本N1949836546091221102060866919657481425319384972439501238743939528

33335000381641554424446748344488385530912893213119131753194420932611

非家族董事长N44341051351843280851534121793128453220419818455202032488

家族董事长N8947831211871872373143804527359811110108611037040

2268346928772935197819462745139822872097239321835283233238102099451036732311270351652611

家族董事长N150642603257317874052351615535691112514852768241317183541907040

66675000618458455576553351665512614569097107786980878247805679077389

7732653171237065802280547255860277137903760778174717766861907901549063277689729748357389

-- 131

这也说明了我们在实证分析中控制样本年度行业

的必要性

(二)变量定义

为检验董事长是否为家族成员对公司财务决

策的影响本文考察了上市家族企业的董事长是否

为控股家族成员与公司投资资本结构现金持有

以及股利政策的关系在投资决策方面借鉴 Anderson等(2012)我们着重检验了董事长的家族身

份对公司资本支出创新活动的影响与已有研究

一致(陈德球等2012Xu et al2013)我们采用购

建固定资产无形资产和其他长期资产支付的现金

与期初的总资产的比值作为公司资本支出的衡量

指标⑨由于研发投入数据的可得性问题⑩本文用

公司申请专利专利被国家知识产权局授权的情况

表示公司创新水平其中专利包括发明实用新型

及外观设计 3类创新作为一项长期的需要大量

资金投入的活动从研发投入到专利产出常存在时

间间隔因此在实证回归中我们用向后滞

后两期的专利数量来代表当期的研发水平104877810486491048659

(He and Tian2013Tan et al2015)衡量指

标包括专利申请数(Patent_AP)和专利授权

数(Patent_GR)在融资方面我们从公司的

资产负债率(Leverage)及债务的期限结构

(Debt)两方面考察了家族成员董事长企业与

非家族成员董事长企业在资本结构方面的差

异其中负债率与债务期限结构分别为总负

债长期负债与总资产的比值(Fan et al2011)为衡量上市公司的现金持有水平

(Cash)我们计算了上市公司拥有的现金及

其等价物与净资产的比值其中现金及其等

价物为货币资金交易性金融资产及短期投

资净额之和净资产为扣除货币资金等现金

及其等价物后的总资产对于上市公司的股

利政策我们采用两个指标进行衡量包括

是否支付现金股利的虚拟变量(Divdum)若

支付现金股利取值为 1否则为 0股利支付

率(Divearn)即每股现金股利除以每股净

利润

董事长的家族属性是本文的关键变量

我们用虚拟变量NF_Chair表示若上市公司

的董事长不由实际控制人本人或其家族成员

担任NF_Chair取值为 1否则为 0在各财务决策

模型中我们也控制了可能影响上市公司决策的因

素如公司规模(即总资产的自然对数)公司年龄

(为公司成立年限的自然对数)第一大股东持股比

例机构投资者持股比例等变量鉴于宏观因素和

行业特征等可能对公司的决策产生影响我们在模

型中也加入了年度行业的虚拟变量另外我们

对所有的连续变量在 1和 99分位数上进行Winsorize处理以消除极端值对实证结果的影响各主

要变量的定义参见表 2(三)描述性统计

表 3的 Panel A报告了基于总样本的描述性统

计结果在本文样本中由实际控制人家族成员担

任董事长的情况颇为常见(大部分为最终控制人亲

自担任董事长)只有 261的家族企业的董事长由

非家族成员担任然而对于这些平均仅成立 12年

的样本企业而言该比例显著高于基于国外一般家

表 2 主要变量的定义变量

NF_Chair

Invt

Patent_APPatent_GRLeverageDebt

Cash

DivdumDivearnROAROEROSST

ORECRPTNRPTExecompDircompDsecomp

CEO_changeChair_changeFee_other

Fee_manageSize

BM

FageTOP1TOP25

InstitutionBsize

IndependenceIndustryYear

含义及计算方法

非家族成员董事长虚拟变量若董事长不由实际控制人或其家族成员担任时取值为 1否则为 0资本支出额为购建固定资产无形资产和其他长期资产支付的现金除以期初总资产

专利申请数为发明实用新型外观设计申请数之和(加 1)的自然对数专利授权数为发明实用新型外观设计授权数之和(加 1)的自然对数资产负债率为总负债除以总资产负债期限结构为长期负债除以总资产

现金持有比例计算公式为(货币资金+交易性金融资产+短期投资净额)(总资产-货币资金-交易性金融资产-短期投资净额)

股利支付虚拟变量若公司发放现金股利为 1否则为 0股利支付率为每股现金股利除以每股净利润资产收益率为净利润除以总资产权益收益率为净利润除以权益销售利润率为净利润除以营业收入是否被 ST的虚拟变量若公司被ldquoSTrdquo或ldquoPTrdquo为 1否则为 0资金占用为其他应收款净额除以总资产关联交易额为上市公司关联交易额总资产关联交易次数为上市公司关联交易次数的自然对数高管薪酬为薪酬最高的前 3名高管平均薪酬的自然对数董事薪酬为薪酬最高的前 3名董事平均薪酬的自然对数管理层薪酬为薪酬最高的前 3名管理层平均薪酬的自然对数CEO变更虚拟变量若CEO发生变更为 1否则为 0董事长变更虚拟变量若董事长发生变更为 1否则为 0在职消费为支付其他与经营活动有关的现金除以总资产管理费用率为管理费用除以总资产公司规模为总资产的自然对数总资产账市比为考虑非流通因素的总资产账面价值除以总资产的市场价值其中总资产的市场价值=每股权益times非流通股股数+期末收盘价times流通股股数+负债账面价值)公司年龄为公司成立年限的自然对数第一大股东持股比例第二至第五大股东持股比例之和机构投资者持股比例董事会规模为董事会人数独立董事比例为独立董事人数除以董事会人数行业根据证监会行业代码分类共 21个行业哑变量年度样本区间为 1999~2014年共 14个年度哑变量

控股家族的ldquo垂帘听政rdquo与公司财务决策

中国上市公司研究

-- 132

《管理世界》(月刊)2017年第 3期

族企业发展演变过程中预期的职业经理人参与

率在投资方面样本企业 InvtPatent_APPat

ent_GR的均值分别为 00761204和 1808而在资

本结构方面Leverage和 Debt的均值分别为 437

45说明家族企业的平均负债水平较高其中短

期负债是企业负债的主要组成部分在现金持有

和股利政策上家族企业的平均现金持有水平为

425平均股利支付率为 235其中发放现金股

利的企业占总样本的 631从绩效情况看家族

企业在样本区间内平均的 ROAROEROS 分别为

37675样本企业的绩效表现与其他研究

使用的样本企业相近(Liu et al2015Xu et al2015)从公司股权结构情况看第一大股东持股

(3313)远高于第二至第五大股东的持股比例之

和(2043)作为国外公司股权结构与公司治理的

重要参与者机构投资者在中国家族企业中平均持

股仅为 445

为说明控股家族ldquo垂帘听政rdquo的影响我们进一

步比较了家族董事长企业与非家族董事长企业在

财务决策上的异同如 Panel B所示家族成员董

事长企业 InvtPatent_APPatent_GR的均值分别为

008414392136而非家族成员董事长公司的 In

vtPatent_APPatent_GR 的 均 值 分 别 为 005406120982这就说明由非家族成员担任董事长的

家族企业在资本支出研发方面均显著低于由实际

控制人或其家族成员担任董事长的企业在资本

结构方面非家族成员董事长企业的资产负债率和

长期负债率均显著高于家族成员董事长企业具

体地非家族成员董事长企业 LeverageDebt的均值

(中位数)分别为 0577(0506)0057(0009)而家

族成员董事长企业 Leverage和Debt的均值(中位数)

仅为 0388(0363)0040(0002)从现金持有和股

利方面看相比于由控制家族成员担任董事长的企

业非家族成员董事长企业平均而言更不倾向发放

现金股利股利支付更少其现金持有水平在均值

和中位数上也显著少于家族成员董事长企业104877810486491048660相

似地无论是 ROAROE还是 ROS非家族成员董事

长企业的业绩表现均显著差于由实际控制人家族

成员担任董事长的企业

另外我们也检验了变量之间的相关系数104877810486491048661

结果显示董事长是否为家族成员与各财务决策变

量的相关系数均在 1水平显著且未有任何控制

变量之间的相关系数的绝对值超过 07说明本文

的实证模型并不存在严重的多重共线性问题

四实证检验结果

在本部分我们实证检验了上市公司董事长的

家族身份对公司财务决策的影响包括资本性投资

与创新资本结构现金持有及股利政策等为控

制董事长任命与公司财务决策之间可能存在的内

生性问题我们采用倾向得分匹配法(PSM)及工具

变量法重新检验了董事长性质与各项财务决策的

关系

(一)投资决策

为检验家族与非家族董事长所在公司投资决

策的差异借鉴Guumlner等(2008)Xu等(2013)以及

Custoacutedio和Metzger(2014)我们采用以下实证模型

Invtt =α0 +α1 NF_Chairt +α2 Sizet-1 +α3 BMt-1

+α4 CFt+α5 Leveraget+α6 Faget +α7 TOP1t

+α8 TOP25t +α9 Institutiont +sumIndustry

+sumYear+ε (1)

表 3 主要变量的描述性统计Panel A总样本

VariableNF_Chair

InvtPatent_APPatent_GRLeverageDebtCash

DivdumDivearnROAROEROSSizeBMFageTOP1TOP25

InstitutionBsize

IndependencePanel B分组比较

VariableInvt

Patent_APPatent_GRLeverageDebtCash

DivdumDivearnROAROEROS

N95288646677367739528952895289528952895289528950695289528952895289528952894749471

非家族董事长N

24121924192424882488248824882488248824882473

Mean0054061209820577005702810396014200110048-0047

Mean02610076120418080437004504250631023500370067005021180060723623313020430445185360365

Median00280000000005060009015000000000002600580050

SD0439008214631892034300750598048302870079018503801011022505311434011600573215870058

家族董事长N

62344849484970407040704070407040704070407033

P250

0018000000000225000001070

00000016003200292053004422079225201129001227

0333

Mean00841439213603880040047607140268004600740083

Median00601099239803630002024910000209004700760087

Median0

0050000013860404000302151

01610042007200782109006272485299701933021529

0333Difference

Mean-0030-0827-115401890017-0195-0317-0126-0035-0026-0130

P751

0104239834340575006004711

03560070011601482178007852773423002851067789

0400

Median-0032-1099-239801430007-0099-1000-0209-0021-0018-0037

注分样本平均值差异检验为独立样本 t 检验中位数差异检验使用Wilcoxon检验分别表示在 1510水平上显著

-- 133

其中Invt为公司的资本支出NF_Chair为表征

董事长家族身份的虚拟变量若董事长为非家族成

员NF_Chair取值为 1否则为 0同时我们还控

制了以下因素的可能影响期初的公司规模(Sizet-

1)即期初的总资产的自然对数投资机会(BMt-1)

即期初的总资产账面价值与市场价值之比现金流

量(CFt)即 t期的经营活动产生的现金流量净额除

以期初的总资产其他控制变量包括总资产负债

率(Leverage)公司年龄(Fage)第一大股东持股比

例(TOP1)第二至第五大股东持股比例(TOP25)

机构投资者持股比例(Institution)行业(Industry)和

年度(Year)哑变量为保证研究结论的稳健性所

有检验的标准误差均经过异方差和企业层面的聚

类调整

由于创新活动具有时滞我们采用向后滞后两

期的专利数量衡量公司的创新能力(He and Tian2013Tan et al2015)检验董事长的家族性质对

创新活动影响的模型如下

Patentt+2 =α0 +α1 NF_Chairt +α2 Sizet +α3Leveraget

+α4 BMt +α5 ROAt +α6 Faget +α7 TOP1t +α8 TOP25t

+α9 Institutiont +α10 RampDt +α11PPEt +α12 Invtt

+sumIndustry+sumYear+ε (2)其中Patentt+2分别为专利申请数(Patent_APt+2)

专 利 授 权 数(Patent_GRt + 2) 借 鉴 Fahlenbrach(2009)Custoacutedio 和 Metzger(2014)我们控制了

ROA即资产收益率为净利润除以总资产RampD

即研发投入除以销售收入PPE即固定资产比例

为固定资产净额除以总资产其他控制变量定义

如表 2所示具体实证回归结果见表 4表 4列(1)报告了资本支出的检验结果其中

NF_Chair的系数为负且在 1水平上显著说明相

比于家族董事长企业由非家族成员担任董事长的

企业的资本支出水平显著更低表 4列(2)和(3)分别列示了董事长性质与上市公司专利申请数和

专利授权数的关系从中可以看出非家族董事长

企业与家族董事长企业在研发创新活动上存在明

显差异在所有回归中NF_Chair的系数均显著为

负即无论是在专利申请还是专利授权上非家族

董事长公司的专利产出均比家族董事长企业少创

新水平较低另外当我们以上市公司是否拥有专

利申请(Dum_APt+2)是否拥有专利授权(Dum_GRt+2)

作为公司创新活动强度的替代衡量指标时两类公

司创新水平的差异在以是否拥有专利的虚拟变量

作为被解释变量的模型中仍然存在结果如列(4)和(5)所示实证结果表明家族企业董事长的家

族身份显著影响公司的投资决策从而证明了本文

的假设 1(二)债务融资

为考察家族与非家族董事长企业在债务融资

决策方面的差异我们参考肖作平和廖理(2007)

韩亮亮和李凯(2008)姜付秀和黄继承(2013)以

及 Custoacutedio和Metzger(2014)的模型采用的实证模

型如下

Capitalt=β0 +β1NF_Chairt +β2Sizet +β3BMt

+β4ROAt +β5Faget +β6TOP1t +β7TOP25t

+β8 Institutiont +β9FCFt +β10PPEt +β11Depret

+sumIndustry+sumYear+ε (3)其中Capital 分别为资产负债率(Leverage)和

债务的期限结构(Debt)在控制变量中FCF为每

股自由现金流量即经营现金流量净额减去资本支

出的差除以总股数Depre为固定资产折旧除以总

表 4 投资决策

NF_Chair

Size

Leverage

BM

Fage

TOP1

TOP25

Institution

CF

ROA

RampD

PPE

Invt

Intercept

IndustryYearN

Adj R2

(1)Invt

-0016(-565)0002(122)

-0010(-359)

-0025(-367)

-0024(-728)

0000(469)

0001(475)

0001(696)

0096(773)

0070(212)控制控制84380174

(2)Patent_AP-0273(-415)

0232(546)-0121(-163)-0217(-115)

-0361(-564)0004(168)0005(166)

0021(425)

0970(435)-1007(-040)0224(114)0427(124)

-4647(-534)控制控制67350344

(3)Patent_GR-0333(-375)

0214(401)

-0269(-283)0245(101)

-0484(-603)0000(008)0001(039)

0028(414)

0581(201)-2691(-080)0402(161)

0875(205)

-4339(-395)控制控制67350442

(4)Dum_AP-0339(-405)

0166(322)

-0520(-246)0472(220)

-0488(-609)0003(097)0002(061)

0021(375)

2055(431)-1631(-061)0435(157)

0891(210)

-9045(-881)控制控制66930350

(5)Dum_GR-0238(-244)0116(199)

-0679(-336)

0758(308)

-0630(-568)0000(001)-0002(-061)

0026(373)

0503(126)-4252(-144)0586(202)

1363(278)

-8466(-754)控制控制66930406

注由于创新活动存在时间滞后性列(2)至列(5)的控制变量为 t期因变量则为 t+2 期分别表示在 1510水平上显著括号中的数值为 t值所有检验的标准误差均经过异方差和企业层面的聚类调整

控股家族的ldquo垂帘听政rdquo与公司财务决策

中国上市公司研究

-- 134

《管理世界》(月刊)2017年第 3期

资产其他控制变量定义如表 2 所示若

NF_Chair系数为正表明相比由实际控制人

家族成员担任董事长企业非家族董事长企业

更倾向于采用高负债特别是长期负债实证

检验结果如表 5所示

在表 5中我们提供了董事长性质与上市

公司资本结构关系的实证回归结果其中列

(1)和列(2)回归模型的被解释变量分别为资

产负债率和长期负债率我们发现NF_Chair

的系数在所有回归中均显著为正说明相比

于董事长由实际控制人家族成员担任的企业

非家族董事长企业的负债水平更高债务期限

结构更长也就是说当实际控制人家族不直

接与公司发生联系时控股股东倾向于进行更

多的债务融资尤其是长期债务融资该结果

支持了控股股东可能利用债务融资剥削外部

投资者的观点即在投资者保护较弱的情况

下负债的公司治理作用弱化债务融资成为

服务控股股东掏空行为的工具在非家族董

事长企业中家族与公司声誉的分离使得控股

股东与其他投资者的利益冲突加剧为满足其

私利行为控股股东利用非家族董事长的优势

通过债务融资增加其可控制的资源同时由

于上市公司负有长期债务的还款付息压力比

短期债务小财务困境和破产风险较低长期

负债更能为控股股东转移公司资源提供便利

非家族董事长企业也更偏好长期的债务融

资由此本文的假设 2a和 2b得以验证

(三)现金持有与股利支付

为考察董事长的家族身份对上市公司现金

持有政策的影响我们参考Opler等(1999)王

福胜和宋海旭(2012)以及姜彭等(2015)采

用以下模型检验家族与非家族董事长企业现

金持有水平的差异情况

Casht=γ0+γ1 NF_Chairt +γ2Sizet +γ3BMt

+γ4Divdumt +γ5ROEt +γ6Faget +γ7TOP1t

+γ8TOP25t +γ9Institutiont +γ10CFt +γ11Invtt

+γ12Leveraget +γ13Debtt +γ14Wcapitalt

+γ15Wcapitalt +sumIndustry+sumYear+ε (4)其中Cash为公司的现金持有水平CFIn

vt分别为经净资产调整的经营现金流量净额和

资本支出Wcapital为营运资本与现金及其等价物之差

除以净资产Wcapital为Wcapital的变化量其他控制

变量定义如表 2所示

另外借鉴雷光勇等(2015)和魏志华等(2012)104877810486491048662我

们检验了家族与非家族董事长企业在股利政策方面的

不同本文采用的股利支付模型如下

Dividendt=γ0+γ1NF_Chairt +γ2Sizet +γ3 Leveraget

+γ4BMt +γ5ROEt +γ6CFt +γ7Casht +γ8Invtt +γ9 Faget

+γ10PPEt +γ11TOP1t +γ12TOP25t +γ13Institutiont

+γ14SEOt+sumIndustry+sumYear+ε (5)其中Dividend分别为是否支付现金股利(Divdum)

股利支付率(Divearn)在控制变量中CFCashInvt分

别为经总资产调整的经营现金流量净额现金持有水平

和资本支出SEO为公司是否满足法定再融资条件的虚

拟变量若权益收益率介于[67]之间则 SEO取值为

1否则为 0其他控

制变量定义如表 2 所

示具体实证回归结

果见表 6表 6 报告了董事

长的家族身份对公司

表 5 资本结构

注分别表示在1510水平上显著括号中的数值为 t 值所有检验的标准误差均经过异方差和企业层面的聚类调整

NF_Chair

Size

BM

Fage

TOP1

TOP25

Institution

ROA

PPE

Depre

FCF

Intercept

IndustryYearN

Adj R2

(1)Leverage0043(279)

0061(682)

-0324(-867)

0091(756)-0000(-024)-0001(-156)

-0002(-201)

-1675(-1314)-0021(-023)2474(252)

-0025(-579)

-0768(-382)控制控制94840346

(2)Debt

0009(272)

0026(1568)-0003(-035)

0014(605)-0000(-033)-0000(-196)0000(111)

-0068(-512)

0111(708)

-0458(-350)

-0013(-978)

-0552(-1403)控制控制94830300

表 6 现金持有与股利支付

NF_Chair

Size

Leverage

BM

ROE

Fage

TOP1

TOP25

Institution

CF

Invt

Cash

PPE

SEO

Wcapital

Wcapital

Debt

Divdum

Intercept

IndustryYearN

Adj R2

(1)Cash0029(186)

-0072(-717)

-0237(-782)

0130(310)

-0035(-165)-0031(-167)

0002(348)

0003(419)-0001(-115)

1254(1194)

0523(577)

0237(409)0120(182)

-0211(-288)

0049(409)

1225(562)控制控制86430346

(2)Divdum

-0373(-631)

0417(1110)

-2228(-1441)0711(447)

2634(1237)

-0294(-497)0005(241)

0007(274)

0026(587)

1588(640)

1543(441)

0952(507)

-0419(-203)0149(220)

-9891(-1032)控制控制95070345

(3)Divearn

-0038(-378)0008(148)

-0075(-628)

0118(439)

0066(728)

-0032(-345)

0001(402)

0002(369)0000(005)

0202(516)0021(035)

0316(1075)

0099(304)0000(002)

-0313(-258)控制控制95070173

注分别表示在 1510水平上显著括号中的数值为 t值所有检验的标准误差均经过异方差和企业层面的聚类调整

-- 135

现金持有和股利政策影响的实证结果由表 6列

(1)可知NF_Chair的系数显著为正说明由非家族

成员担任董事长的企业的现金持有水平高于实际

控制人家族担任董事长的企业列(2)~(4)则报告

了董事长性质与上市公司股利支付的关系被解释

变量分别为是否支付股利股利支付率在这两

个模型中NF_Chair的系数均为负且至少在 1水

平上显著说明非家族董事长企业的支付股利意

愿股利支付率均明显比家族董事长企业低表 6的实证结果与非家族董事长企业控股股东代理问

题较严重的解释一致即当实际控制人或其家族成

员不担任董事长时控股股东侵占其他股东利益的

动机增强为方便其关联交易资金侵占等掏空行

为上市公司将持有更多的现金发放更少的股

利因此本文的假设 3和假设 4得以验证

以上分析表明家族企业董事长的家族性质显

著影响上市公司的财务决策具体地与家族董事

长企业相比非家族董事长企业的资本支出创新活

动较少债务融资较多债务期限结构较长现金持

有水平较高股利支付意愿水平均较低我们的实

证结果一致支持了家族声誉的解释即在由非家族

成员担任董事长的情况下家族与公司声誉的分离

导致控股家族具有较强的掠夺外部投资者的动机

从而促使其采取有利于其私有收益的财务决策

(四)内生性检验

在考察管理层的性质对上市公司的影响时已

有研究表明家族企业中管理层的任命与公司的表

现存在内生性问题(Bennedsen et al2007Cucculelli and Micucci2008Fahlenbrach2009)具体而

言当实际控制人家族预示到未来可能发生的业绩

下滑或经营不善时为保护家族声誉家族企业将

任命控制家族以外的职业经理人担任上市公司要

职如CEO等同样地家族企业董事长的任命与公

司财务决策之间也可能存在着内生性影响当公

司的财务决策可能导致更高的财务困境或经营困

难时实际控制家族参与企业管理的动机削弱在

处于不同生命周期阶段的家族企业中控股股东对

职业经理人的需求也存在差异为消除董事长性

质与公司财务决策之间的内生性问题我们采用倾

向得分匹配(Propensity Score MatchingPSM)法和

工具变量法对两者关系进行检验

1倾向得分匹配法

倾向得分匹配方法是解决潜在的内生性问题

的常用方法之一(Imbens and Wooldridge2009)

我们首先对董事长的家族性质与可能影响管理层

任命的因素进行 Probit回归计算样本企业的倾向

得分其次根据不同配对原则我们构建了与非家

族董事长企业具有相近特征的家族董事长企业控

制组样本通过比较这两组样本在公司行为上的

差异我们就可以清楚地看出董事长家族属性对财

务决策的影响为较好地控制样本企业在除董事

长家族身份外其他公司特征的差异我们以各财务

决策模型中的控制变量作为配对变量当然我们

也考虑年度和行业的影响在主检验中我们采用

1∶2的最近邻匹配方法构建实验组和控制组样本

同时为保证检验结果的稳健性我们还采用了 1∶1或 1∶3最近邻匹配核匹配半径匹配及重复抽样

等多种配对方法(Bae et al2011Jameson et al2014)

表 7报告了倾向得分匹配方法的检验结果由

表 7 倾向得分匹配(PSM)结果

注分别表示在 1510水平上显著括号中的数值为 t值在重复抽样检验中括号中的数值为 z值

Panel A最近邻匹配(12)Variable

Invt

Patent_AP

Patent_GR

Leverage

Debt

Cash

Divdum

Divearn

Panel B其他配对方法Variable

Invt

Patent_AP

Patent_GR

Leverage

Debt

Cash

Divdum

Divearn

SampleUnmatchedMatched

UnmatchedMatched

UnmatchedMatched

UnmatchedMatched

UnmatchedMatched

UnmatchedMatched

UnmatchedMatched

UnmatchedMatched11匹配-0016(-1038)

-0316(-1088)

-0410(-1071)0077(812)

0006(327)0012(132)

-0120(-1192)

-0048(-910)

NF_Chair=10054005406190619099409940570057000570057025902590399039901430143

13匹配-0015(-611)

-0206(-432)

-0232(-370)

0054(468)

0008(322)0023(176)

-0082(-547)

-0033(-393)

NF_Chair=00081006814420802214112120387051700400051038102360714047802680173核匹配

-0015(-728)

-0219(-512)

-0245(-442)

0055(520)

0008(354)0025(194)

-0091(-708)

-0035(-480)

Difference-0027-0014-0823-0183-1147-02180183005300170007-01220023

-0316-0079-0125-003半径匹配-0018(-643)

-0257(-411)

-0332(-406)

0052(483)

0009(308)0020(126)

-0107(-629)

-0042(-427)

T-stat-1442-565-2146-370-2325-3322402441966254

-1064178

-2923-506-1894-336

重复抽样-0014(-485)

-0183(-508)

-0218(-365)053(342)

0007(227)

0023(244)

-0079(-579)

-0030(-369)

控股家族的ldquo垂帘听政rdquo与公司财务决策

中国上市公司研究

-- 136

《管理世界》(月刊)2017年第 3期

Panel A可知非家族成员董事长与家族成员董事

长企业的投资融资股利政策不仅在配对前明显

不同在控制公司除董事长家族属性外的其他特征

差异后该差异仍然显著存在且与前文实证回归

结果一致具体而言与由实际控制人家族担任董

事长的企业相比非家族成员担任董事长的企业的

资本支出较少以专利申请专利授权量衡量的创

新产出水平较低负债比例较高债务期限结构较

长现金持有较多股利支付的意愿股利支付率均

较低Panel B列示了采用其他配对方法的财务决

策差异检验结果结论与 Panel A 一致在此不再

赘述

2工具变量法

为解决董事长任命与财务决策之间的内生性

问题我们还使用工具变量法检验两者的关系

由于本文的内生变量 NF_Chair 为二元变量我们

采用扩展的 Heckman 两阶段模型即处理效应模型

(Treatment Effect Model)进 行 检 验(Heckman1979)依据本文的研究问题有效的工具变量需

满足两个条件(1)工具变量与上市公司家族董事

长的任命相关即相关性(2)工具变

量与公司财务决策无关只能通过上

市公司董事长的家族性质影响公司

的财务决策即外生性本文采用各

省的无偿献血率及婚姻状况作为上

市公司董事长是否为家族成员的工

具变量104877810486491048663

控股家族是否担任上市公司董事

长受家族拥有的社会资本和家族关系

的影响当控股家族的社会资本越

高如拥有政治关联行业商会身份

等家族为上市公司带来的资源越多

收益越高相比非家族董事长由家族

成员延续公司经营管理更有利于保

存发挥家族社会资本的作用(Xu etal2015)即控股家族拥有的社会

资本越多任用家族董事长的可能性

越高由于无偿献血率反映了地区的

社会资本水平(Guiso et al2004)对

上市公司董事长的选择产生作用而

无偿献血率又不受公司财务决策的影

响(潘越等2009)因此无偿献血率(VBD)是董事

长家族性质的有效工具变量各省的无偿献血数

据来源自卫生部官方网站104877810486491048664家族观念的强弱也会

影响控股家族成员担任上市公司董事长的意愿

当控股家族关系越紧密时家族凝聚力越强由家

族成员担任家族企业董事长的可能性越高地区

水平的婚姻状况反映了人们对家族关系的态度

(Chahine and Goergen2013)从而影响了家族企业

董事长的选择同时地区水平的婚姻状况与上市

公司财务决策也不存在相关关系因此我们选用

地区婚姻状况(Marriage)作为董事长家族性质的工

具变量具体地我们以地区每万人登记结婚件数

与离婚办理件数的自然对数之差衡量地区的家庭

关系强度该数值越大表明地区家庭关系越紧

密地区婚姻状况数据来源于各年《中国民政统计

年鉴》我们预期当地区无偿献血率越高家族关

系越紧密控股家族担任董事长的可能性越高非

家族董事长概率越低即 VBD 和 Marriage 均与

NF_Chair负相关

表 8列示了工具变量法的回归结果在第一阶

表 8 Heckman两阶段回归结果

注分别表示在 1510水平上显著括号中的数值为 t值所有检验的标准误差均经过异方差和企业层面的聚类调整

NF_Chair

Lambda

Size

BM

Leverage

ROA

ROE

Fage

TOP1

TOP25

Institution

Intercept

工具变量

VBD

Marriage

ControlsIndustryYearN

Adj R2

(1)Invt

-0061(-277)0027(208)0001(074)

-0034(-430)-0004(-117)

-0018(-417)

0000(281)

0000(207)

0001(707)

0143(385)

-0275(-213)

-0319(-711)控制控制控制84380175

(2)Patent_AP-1405(-354)

0675(291)

0222(526)

-0464(-222)-0027(-032)0501(188)

-0254(-346)0001(041)-0001(-019)

0023(454)

-4034(-457)

-0301(-236)

-0333(-756)控制控制控制67350347

(3)Patent_GR-1983(-383)

0984(327)

0200(376)-0114(-043)-0132(-124)-0102(-029)

-0327(-356)-0004(-116)-0006(-139)

0031(446)

-3446(-306)

-0301(-236)

-0333(-756)控制控制控制67350445

(4)Leverage0067(076)-0014(-028)

0061(690)

-0319(-765)

-1660(-1193)

0089(563)-0000(-010)-0001(-128)

-0002(-205)

-0780(-397)

-0315(-248)

-0316(-719)控制控制控制94840346

(5)Debt

-0018(-085)0016(133)

0026(1565)-0009(-094)

-0084(-429)

0017(530)-0000(-087)

-0000(-243)0000(121)

-0539(-1347)-0315(-248)

-0316(-719)控制控制控制94830300

(6)Cash

0624(488)

-0353(-463)

-0062(-612)

0222(480)

-0285(-909)

-0020(-093)

-0083(-397)

0003(501)

0005(585)

-0003(-244)

0728(296)-0206(-159)

-0329(-727)控制控制控制86430352

(7)Divdum

-1399(-316)0607(236)

0406(1069)

0513(297)

-2152(-1351)

2597(1203)

-0190(-255)0002(088)0002(057)

0028(623)

-9321(-957)

-0301(-236)

-0326(-743)控制控制控制95070346

(8)Divearn-0151(-225)0066(170)0007(118)

0095(329)

-0062(-436)

0057(547)

-0021(-189)

0001(286)

0001(204)0000(024)

-0242(-187)

-0301(-236)

-0326(-743)控制控制控制95070174

-- 137

段 回 归 中 我 们 以 董 事 长 是 否 为 非 家 族 成 员

(NF_Chair)作为因变量对工具变量及主检验模型中

的控制变量进行 Probit回归受篇幅限制我们仅报

告了工具变量的回归结果由表 8可知VBD与Mar

riage的系数均为显著为负与预期相符说明无偿献

血率和地区婚姻状况是董事长家族性质的有效工具

变量在第二阶段中我们将第一阶段 Probit回归得

到的逆米尔斯比率(Lambda)加入到主检验模型中并

考察董事长性质对公司财务决策的影响我们发现

Lambda的系数在除资本结构外的所有模型中均十分

显著这就表明我们在分析董事长性质与财务决策的

关系时考虑内生性问题的必要性同时除负债率和

期限结构模型中NF_Chair系数的显著性有所下降外

NF_Chair的系数均至少在 5水平显著系数符号也

与主检验的回归结果一致表明控股家族是否担任董

事长显著影响了上市公司的财务决策选择

综合倾向得分匹配法与工具变量法的实证结果

表明在控制了潜在的内生性问题后董事长性质与

公司财务决策的关系不变也即我们的结论具有稳健

性非家族董事长企业与家族董事长企业之间的财务

决策存在显著差异具体而言相比家族董事长企

业非家族董事长企业的投资创新较少负债率较

高债务期限结构较长现金持有较多股利支付意

愿支付率均较低

五进一步研究控股家族ldquo垂帘听

政rdquo对公司治理及公司绩效的影响

本文以上研究发现可以被解释为控股家族的财

务保守行为(除负债率高这一结果之外)而不是我们

分析的因为家族声誉与上市公司声誉的分离使得控

股家族有更强的掏空动机所致在此部分为验证控

股家族ldquo垂帘听政rdquo对家族企业财务行为的影响主要

服务于控股家族的私有利益我们检验了控股家族

ldquo垂帘听政rdquo对公司代理问题产生的影响首先我们

考察了当实际控制人家族成员不担任董事长时控股

股东是否有更多的剥夺中小股东利益的行为其次

我们检验了控股股东较强的掏空动机是否会影响上

市公司的第一类代理问题并以此说明控股股东是否

会与管理层合谋来实现其ldquo隧道rdquo行为此外我们还

检验了董事长的家族身份对公司绩效的影响为控股

家族ldquo垂帘听政rdquo对公司所产生的不良经济后果提供

进一步的证据支持

(一)非家族成员董事长与控股股东私利

行为

为验证非家族董事长公司是否比家族董事

长公司存在更严重的控股股东代理问题借鉴已

有研究我们从两方面衡量控股股东的私利行

为资金占用程度(OREC)即其他应收款净额除

以总资产(Jiang et al2010Liu et al2015Xuet al2015)关联交易情况包括上市公司总关

联交易额占总资产的比例(RPT)关联交易次数

的自然对数 104877810486491048665(NRPT)(Cheung et al2006Jianand Wong2010Peng et al2011Liu et al2015)在检验控股股东掏空行为的模型中除

关键变量 NF_Chair外我们控制了公司规模资

产负债率资产收益率总资产的账市比公司年

龄第一大股东持股比例等公司特征变量及行

业年度固定效应回归结果如表 9所示

列(1)~(3)的结果表明NF_Chair的系数均

显著为正即相对于由实际控制人家族担任董事

长的企业非家族成员担任董事长的公司中控股

表 9 控股股东的私利行为

注分别表示在 1510水平上显著括号中的数值为 t值所有检验的标准误差均经过异方差和企业层面的聚类调整

NF_Chair

Size

Leverage

ROA

BM

Fage

TOP1

TOP25

PPE

Bsize

Independence

Institution

Intercept

IndustryYearN

Adj R2

(1)OREC

0008(290)

-0006(-347)

0052(574)

-0191(-800)

-0031(-449)

0008(463)0000(009)

0000(217)

-0069(-662)-0001(-136)-0024(-119)

-0000(-268)

0281(671)控制控制94720370

(2)RPT

0043(260)0007(069)

0387(725)-0039(-030)

-0123(-287)0039(228)

0002(333)-0001(-089)0016(029)0002(059)-0013(-011)-0002(-191)-0256(-125)控制控制94720139

(3)NRPT0073(168)

0513(2150)

0639(941)-0174(-085)-0111(-101)0063(152)0003(169)

-0008(-476)

0537(390)0019(152)-0379(-111)0001(043)

-9705(-1831)控制控制94720329

(4)RPT_limit0042(256)0007(073)

0388(736)-0028(-022)

-0117(-276)0038(225)

0002(322)-0001(-096)0017(032)0003(063)-0013(-011)-0002(-188)-0293(-143)控制控制94720140

(5)NRPT_limit

0086(191)

0531(2153)

0702(982)-0219(-103)-0082(-071)0080(187)0002(138)

-0009(-508)

0568(404)0016(125)-0421(-120)0001(048)

-10218(-1824)控制控制94720333

控股家族的ldquo垂帘听政rdquo与公司财务决策

中国上市公司研究

-- 138

《管理世界》(月刊)2017年第 3期

股东与中小股东的利益冲突更加严重控股股东侵

占上市公司资金通过关联交易转移公司资源的私

利行为更多当实际控制人或其家族成员不担任

董事长时家族与上市公司的关系较为松散家族

声誉与上市公司声誉的分离导致控股股东的掏空

动机增加一方面为满足其掏空需求控股股东

倾向于将更多的资源保留在公司内部如减少长期

投资提高负债比率延长债务期限持有更多的现

金减少发放股利等另一方面控股股东的机会主

义行为也减少了可用于投资创新活动的资金从

而导致非家族董事长企业的资本支出和专利数量

均较少另外由于部分关联交易可能是公司经营

所需或是服务于公司发展目标而进行的正常交易

活动借鉴姜付秀等(2015)我们在剔除部分可能

存在噪音的关联交易类别后重新检验了董事长性

质 与 关 联 交 易 额(RPT_limit)关 联 交 易 次 数

(NRPT_limit)的关系104877810486491048666列(4)和列(5)报告了该部

分的回归结果与以总关联交易作为被解释变量

的回归模型检验结果一致NF_Chair的系数均显著

为正即相比家族董事长企业非家族董事长企业

与其关联公司有更多的非正常交易潜在的控股股

东私利行为更加严重

(二)非家族成员董事长与管理层代理问题

尽管股东与经理人之间的利益冲突在股权高

度集中的家族企业中较不突出然而在控股股东

不同的掏空动机下家族与非家族董事长企业中的

第一类代理问题可能存在差别当上市公司董事

长由非家族成员担任时控股家族具有较强的攫取

控制权私利的动机而大股东的掏空行为将影响公

司的业绩在以业绩为参照的薪酬体制下大股东

的私利行为将受到管理层的抵制(Wang and Xiao2011)同时因大股东的掏空行为引致的公司负

面报道或业绩不善将损害管理层的声誉(Dyck etal2008)基于自身社会声誉及职业生涯的考虑

管理层将倾向于不配合控股股东的掏空决策因

此为更易实施其机会主义行为疏通其转移资源

的ldquo隧道rdquo控股股东可能会采取联合管理层的方式

侵占中小股东的利益(Burkart et al2003)如降低

薪酬业绩敏感性和离职业绩敏感性增加在职消费

等(苏冬蔚熊家财2013)也即相比于家族董事

长企业非家族董事长公司的控股股东可能会增加

对管理层的激励包括削弱管理层薪酬与业绩的关

联度提高管理层的职位稳定性允许更高的在职

消费等弥补管理层可能的声誉损失

同时由于实际控制人通过任命管理层能够轻

易地获取私利(唐跃军左晶晶2014)中国家族企

业的董事长常与控股股东存在关联(La Porta et al1999Mullins and Schoar2016)董事长的这一特征

为控股家族实现与管理层的合谋提供了可能另

外当上市公司具有较严重的第二类代理问题时

公司的绩效不能很好地反映管理层的努力程度和

能力水平由于缺乏明确的评价管理层表现的标

准管理层的薪酬任职与业绩的关系也较弱(Caoet al2011Wang and Xiao2011)对此我们检验

了董事长性质与管理层薪酬-业绩敏感性离职-业绩敏感性之间的关系即家族与上市公司声誉的分

离在提高控股股东私利行为的同时是否也会恶化

家族企业内的第一类代理问题

表 10列(1)~(3)分别报告了高管董事管理

层薪酬mdash业绩敏感性的回归结果在实证模型中

我们分别采用薪酬最高的前 3名高管董事董监高

的平均薪酬的自然对数作为因变量并控制了高

管董事会管理层的持股比例以及如公司规模等

公司特征变量由表 10 可知检验的关键变量

NF_Chair与 ROA的交叉项在所有薪酬模型中均显

著为负表明相比于家族董事长企业由非家族成

员担任董事长的家族企业中管理层的薪酬mdash业绩

敏感性较低其次我们考察了两类企业中 CEO

董事长的离职mdash业绩敏感性的差异在列(4)和列

(5)显示的 Probit 回归模型中被解释变量分别为

CEO或董事长是否发生变更的哑变量控制变量除

公司规模等特征变量外还包括 CEO或董事长的学

历年龄及任期等可以看出核心变量 NF_Chair

与ROA的交叉项在变更模型中均为正且在 1水平

上显著这就说明在非家族董事长企业中CEO和

董事长因公司业绩表现不佳而发生更替的可能性

较小其离职mdash业绩敏感性比家族董事长企业显著

较低在剔除了董事长与 CEOldquo二职合一rdquo的样本

后回归结果保持不变最后我们也检验了董事

长的家族性质与管理层在职消费之间的关系其中

管理层的在职消费情况用企业支付其他与经营活

动有关的现金与总资产的比例管理费用与总资产

-- 139

的比例进行衡量如列(6)和列(7)所示NF_Chair

的系数显著为正说明与家族董事长企业相比非

家族董事长企业中管理层的在职消费更高以上

结果表明在实际控制人家族不担任上市公司董事

长的家族企业中不仅控股股东具有较多的掏空行

为经理人的代理问题也更加严重即家族声誉与

上市公司声誉的分离恶化了上市公司的治理水平

管理层可能与控股股东合谋而为其机会主义行为

提供便利

(三)非家族成员董事长与公司绩效

与董事长性质相对应的公司的财务决策一方

面可能是实际控制人攫取其个人私利的手段从而

损害了公司的业绩表现另一方面家族与非家族

董事长企业财务决策的差异可能适应了公司发展

需要对公司有利因此考察控股家族是否担任

董事长对上市公司绩效的影响将有助于我们更好

地判别上市公司财务决策背后的动机为检验董

事长的家族身份对业绩的影响我们从 3个方面衡

量公司的会计绩效包括资产收益率(ROA)权益

收益率(ROE)销售利润率(ROS)另外由于中国

企业很少破产我们也将企业是否被证监会ldquoSTrdquo或ldquoPTrdquo视为经营不善的极端情况采用以公司股票是

否被特殊处理的二元变量(ST)作为因变量的Probit

模型比较了家族与非家族董事长企业在绩效表现

上 的 差 异 除 董 事 长 是 否 为 非 家 族 成 员

(NF_Chair)这一关键变量外我们在实证模型中也

控制了可能影响公司绩效的因素如公

司规模负债率等公司特征变量及董事

会规模独立董事占比等公司治理变

量实证结果如表 11所示

表 11 列示了董事长的家族身份与

公司绩效的关系的检验结果由列(1)~(3)可以看出NF_Chair 的系数均显著

为负说明与由实际控制人家族成员担

表 11 公司绩效

注分别表示在 1510水平上显著括号中的数值为 t值所有检验的标准误差均经过异方差和企业层面的聚类调整

NF_Chair

Size

Leverage

BM

PPE

Invt

Fage

TOP1

TOP25

Institution

Bsize

Independence

Intercept

IndustryYearN

Adj R2

(1)ROA

-0011(-438)

0020(1276)

-0102(-1368)

-0081(-1313)

-0043(-464)

0043(284)0003(132)

0001(841)

0001(557)

0001(595)

0002(225)-0007(-034)

-0319(-827)控制控制85960326

(2)ROE

-0018(-281)

0033(1065)

0033(310)

-0182(-1307)

-0076(-306)0051(123)0002(037)

0002(1018)

0002(823)

0002(453)-0001(-027)-0041(-075)

-0555(-782)控制控制85960068

(3)ROS

-0031(-247)

0067(961)

-0470(-1166)

-0099(-386)-0084(-193)0158(213)0014(174)

0001(397)

0001(241)

0002(218)0005(122)0021(020)

-1411(-334)控制控制85770228

(4)ST

0294(362)

-0624(-1027)1597(800)0279(108)

0606(199)

-4419(-384)

0538(453)-0001(-019)-0005(-122)

-0019(-252)0024(096)0758(101)

5425(436)控制控制85810477

表 10 薪酬及离职业绩敏感性在职消费

注Ownership在列(1)~(3)中分别为高管董事管理层的持股比例Education与 Tenure分别表示 CEO或董事长的学历任期Duality表示董事长与 CEO是否二职合一若董事长与 CEO为同一人则取值为 1否则为 0在列(4)和(5)中公司绩效 ROA为上一期的资产收益率在列(6)和(7)中PPE为固定资产与存货净额之和除以总资产分别表示在 1510水平上显著括号中的数值为 t值所有检验的标准误差均经过异方差和企业层面的聚类调整

NF_Chair

NF_ChairtimesROA

ROA

Size

Fage

TOP1

TOP25

Institution

Leverage

BM

PPE

Bsize

Independence

Ownership

Education

Age

Tenure

Duality

InterceptIndustryYearN

Adj R2

(1)Execomp-0023(-067)

-0773(-286)

1415(651)

0362(1902)0010(035)0001(132)

0006(426)

0006(269)

-0092(-184)

-0500(-613)-0126(-122)

0039(437)0396(156)

0185(247)

3186(673)控制控制90470479

(2)Dircomp-0061(-158)

-0828(-274)

1452(617)

0405(1973)-0026(-085)0001(047)

0004(278)0004(160)

-0120(-245)

-0549(-624)-0165(-152)

0060(631)0054(020)

0190(247)

2158(390)控制控制89600457

(3)Dsecomp-0001(-003)

-0767(-268)

1428(642)

0368(1961)0026(092)0002(144)

0006(441)

0006(234)

-0081(-166)

-0486(-605)-0050(-047)

0038(401)0321(128)0027(041)

3124(695)控制控制83900418

(4)CEO_change0142(384)

1637(410)

-2051(-633)

0068(324)0053(144)

-0003(-267)-0003(-183)-0004(-134)0038(075)

-0262(-251)-0056(-047)-0006(-054)0290(083)

-0035(-196)

0010(474)

-0249(-2146)

-0096(-269)

-1738(-228)控制控制82530183

(5)Chair_change0356(805)

1450(320)

-1507(-375)0068(257)

0251(452)

-0005(-346)

-0006(-287)-0004(-104)

0131(266)

-0428(-287)-0167(-106)

-0089(-401)-0002(-086)

-0160(-1465)

-0309(-551)

-5719(-998)控制控制83870231

(6)Fee_other0009(244)

-0011(-538)

0012(400)0000(035)-0000(-126)0000(154)

-0036(-367)0002(183)0055(190)

0245(557)控制控制97340129

(7)Fee_manage0006(432)

-0013(-1344)0004(337)

-0000(-255)-0000(-017)

0000(357)

0005(127)

0001(202)0008(059)

0268(1231)控制控制97330233

控股家族的ldquo垂帘听政rdquo与公司财务决策

中国上市公司研究

-- 140

《管理世界》(月刊)2017年第 3期

任董事长的公司相比非家族董事长企业的 ROA

ROEROS均较低列(4)报告了董事长的家族性

质 与 上 市 公 司 被 证 监 会ldquoSTrdquo的 概 率 的 关 系

NF_Chair的系数为正且在 1水平显著表明非家

族董事长公司比家族董事长公司更可能被ldquoSTrdquo即非家族董事长企业在出现亏损的情况下更不容易

扭亏为盈综合结果显示相比于家族董事长企

业非家族董事长公司的绩效较差即前文阐述的

家族与非家族董事长企业财务决策的差异更可能

是控股家族基于自利目标选择的结果服务于控股

股东侵占中小股东利益的动机为控股家族ldquo垂帘

听政rdquo扭曲了公司财务决策提供了进一步的证据

支持

六稳健性检验

为保证本文结论的可信性我们从以下几个方

面进行了稳健性检验包括

(1)参照冯旭南(2012)闵亦杰等(2016)我们

将最终控制人可追溯到自然人或家族且其控股比

例不少于 10的企业定义为家族企业并重新进行

以上检验结果支持前文结论当我们以 20作为

定义家族企业的临界点时结论保持不变

(2)参 照 王 化 成 等(2007)韩 亮 亮 和 李 凯

(2008)以及苏忠秦和黄登仕(2012)等我们在剔

除了 STPT类上市公司后对董事长性质与财务决

策的关系进行重新检验实证回归结果与前文基本

一致借鉴涂瑞和肖作平(2010)我们以剔除了资

产负债率大于 1的公司后的样本作为研究对象结

论与前文一致

(3)为消除行业影响我们以经过行业调整的

投资融资股利支付等各项财务决策变量作为解

释变量对研究假设进行了重新检验结果未有实

质性改变另外我们采用 Tobit模型对创新产出

股利支付关联交易与董事长的家族性质之间的关

系进行重新检验结论与主检验相同

(4)借鉴 Amore 等(2011)我们以董事长变更

作为外生事件采用 Difference-in-Difference(DID)方法检验董事长性质与财务决策的关系为检验

两者关系我们以控制家族不变而董事长发生变更

的企业变更前后各两年的样本作为研究对象其

中实验组为由家族董事长变更为非家族董事长的

企业对照组为董事长一直由控制家族担任的企

业在选择变更样本前我们要求样本企业在关键

变量上不存在数据缺失的情况研究发现DID检

验的实证结果与前文结论基本一致但关键变量系

数的显著性下降104877810486491048667

(5)控股家族尽管可能选择不做董事长但可

能派出家族成员担任 CEO这与本文所界定的ldquo垂

帘听政rdquo有所差异为进一步明确ldquo垂帘听政rdquo的含

义我们将控股家族完全放弃上市公司关键职位

(包括董事长和 CEO)的现象重新定义为ldquo垂帘听

政rdquo并重新检验ldquo垂帘听政rdquo对财务决策的影响结

论保持基本不变

限于篇幅我们没有在文中报告稳健性检验的

结果

七结论

基于诸多中国家族上市公司董事长由非家族

成员担任这一现象本文以 1999~2014年所有 A股

上市家族企业作为研究样本实证检验了董事长是

否为实际控制人家族成员对上市公司财务决策的

影响我们研究发现当家族企业的董事长由与实

际控制人无明确家族关系的人员担任时上市公司

的财务决策明显区别于家族成员担任董事长的企

业具体而言与家族董事长企业相比非家族董

事长企业的资本支出和创新产出较少负债比例较

高债务期限结构较长现金持有较多股利支付的

意愿股利支付率均较低同时非家族董事长企

业的绩效也较差被ldquoSTrdquo的可能性更高进一步的

检验表明在由非家族成员担任董事长的家族企业

中公司治理水平较低主要表现为较严重的控股

股东代理问题包括更多的关联交易和资金占用

等与此同时管理层的代理倾向也较高包括管

理层的薪酬mdash业绩敏感性离职mdash业绩敏感性较

低在职消费较多等综合实证结果表明当实际

控制人家族不担任公司董事长时家族与上市公司

声誉的分离增强了控股股东侵占中小股东利益的

动机公司财务决策成为服务控股股东掏空行为的

重要工具即新兴市场中的家族企业财务决策与控

股股东代理问题相关在考虑了潜在的董事长任

命与公司决策之间的内生性问题及一系列稳健性

检验后本文研究结论保持不变

-- 141

本文从非家族董事长的角度考察了控股家族

与上市公司之间的关系为家族与非家族参与公司

财务决策的差异提供了新的解释既补充了家族企

业财务决策领域的文献丰富了有关控股股东代理

问题的研究也为新兴市场中声誉如何发挥作用提

供了证据同时本文的研究结论也有助于投资者

进一步认识家族企业从表现上看引入职业经理

人固然可以降低控股家族对家族企业的控制提高

管理层的经营能力改善公司绩效然而与非家族

CEO非家族董事不同由家族放弃直接管理权引

入非家族董事长带来的可能是居于ldquo幕后rdquo的控股

股东更强的转移公司资源的动机恶化公司经营情

况因此在评价家族对上市公司可能的影响时

我们应具体分析家族涉入的方式及程度而进一步

结合控股家族的其他特征如家族内部结构股权变

动情况等进行分析也是我们后续研究努力的方向

(作者单位中国人民大学商学院责任编辑

尚增健)

注释

①Allen等(2005)针对中国家族企业创始人或高管的调查显示ldquo提升声誉rdquo是企业上市的重要原因之一而ldquo声誉损失rdquo则被视为是公司失败的主要风险

②以本文样本为参考中国上市家族企业中 CEO由非家族成员担任的比例约为 63这一比例也高于国外家族企业职业经理人的占比

③依据 2015年《中国家族企业传承报告》在其抽样调查的 839家家族控股企业中绝大多数企业仍由第一代创始人管控Xu等(2015)的研究也显示在 2003~2011年间仅有 20的上市家族企业的董事长或CEO由二代担任

④家族企业职业经理人与控制家族反目的事件屡见不鲜其中国美电器就是职业经理人与控制家族斗争的典型例子

⑤2015年《中国家族企业传承报告》显示约 74的企业主年龄介于 40~60 岁之间60 岁以上的家族企业主仅 8左右本文样本也表明实际控制人的平均年龄为 50岁左右

⑥对于控股家族退居ldquo幕后rdquo是否以及怎样影响了企业财务行为我们在后文进行了较为详细的分析

⑦在判定最终控制人时我们采用的上市公司职位级别排序的标准为董事长gtCEO或总经理gt董事gt其他

⑧对此变化的可能解释为 2008~2009年大量中小企业在创业板的上市而这些中小企业的管理权大多仍掌握在企业家或实际控制人手中在剔除中小板创业板公司样本后由非家族成员担任董事长的比例稳定在 42左右

⑨当我们采用以购建固定资产无形资产和其他长期资产支付的现金与处置固定资产无形资产和其他长期资产收回的现金之差除以期初的总资产来衡量公司资本支出水平时实证结果保持不变

⑩研发投入数据存在大量缺失且可能存在失真情况如为避免向竞争对手透露公司战略公司可能未真实披露其RampD数额

104877810486491048659当我们采用剔除了外观设计的专利总申请数授权数或采用 t+3期的专利申请授权数作为创新水平的代理变量

实证结果保持不变104877810486491048660在控制其他可能影响上市公司现金持有水平的因素后

我们发现非家族董事长企业比家族董事长企业的现金持有水平高

104877810486491048661由于篇幅限制此处未报告相关系数的检验结果104877810486491048662参考邓建平和曾勇(2005)考虑自由现金流影响的股利

支付模型我们对董事长性质与上市公司股利政策进行了重新检验结果保持不变

104877810486491048663当我们以上市公司所在地同行业中由非家族成员担任董事长的比例或上市公司所在地其他上市公司中非家族董事长比例作为工具变量时研究结论保持不变

104877810486491048664由于卫生部披露的各省份无偿献血情况仅有 2004年度及 2005年第一季度的数据且地区社会资本水平也较稳定我们以 2004年各省无偿献血率作为样本区间内地区社会资本水平的衡量指标

104877810486491048665参考魏明海等(2013)我们将上市公司的关联交易按交易方向区分为上市公司向关联方购买销售产品等的关联交易后对董事长性质与控股股东私利行为分别进行检验结论基本不变

104877810486491048666依照CSMAR数据库中对关联交易的分类及本文研究目标我们剔除了类别为ldquo合作项目rdquoldquo许可协议rdquoldquo研究与开发成果rdquoldquo关键管理人员报酬rdquo及ldquo其他事项rdquo的关联交易

104877810486491048667关键变量不显著的原因可能是样本数量太少尽管在不同的公司财务决策下满足筛选条件的样本数量不同但在实际控制人家族保持不变的情况下董事长由家族成员变更为非家族成员的变更事件至多 36起而董事长一直由实际控制人或其家族成员担任的变更事件则至多有 35起

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社会知名度因此由家族成员担任董事长将是提

高控股家族声誉影响力和社会资本的便捷途径

然而通过对中国资本市场上家族企业的董事长背

景进行考察我们发现约有 26家族企业的董事

长由非家族成员担任

自然地随着公司的发展和成熟企业家逐渐

退出公司的经营管理或者经过多年的发展历经

代际交替当没有合适的家族继承人时非家族成

员成为必然选择(Cucculelli and Micucci2008)例

如已有的国外家族企业研究发现由非家族成员

担任 CEO 的家族企业占比约在 30~60之间 ②

(Anderson and Reeb2003Villalonga and Amit2006Andres2008Isakov and Weisskopf2014)

但是需要注意的是中国家族企业与国外家族企

业具有显著不同的特征首先中国家族企业规模

相对较小成立年限较短(Cheng2014Amit et al2015Xu et al2015)以上市公司样本来看中国

家族企业平均仅成立 12年而美国丹麦等国家的

家族企业平均则至少已有 50 年的历史(Andersonand Reeb2003Villalonga and Amit2006Andres2008Isakov and Weisskopf2014)其次中国家族

企业大部分仍处于第一代③且未经历家族传承而

国外家族企业中第二代第三代甚至第四代家族

成员进入企业工作已很常见(Villalonga and Amit2006)因此在中国职业经理人市场不成熟④(Jiang and Kim2015)而企业家较年轻⑤又注重家族

声誉和社会关系建立(Park and Luo2001Allen etal2005)的背景下如此高比例的家族企业董事长

由非家族成员担任显然超过我们的想象对于为

何会有如此高的非家族参与率我们不得而知但

由非家族成员担任董事长对家族企业行为可能产

生的影响却不容忽视然而不管是学术界还是实

务界有关中国家族企业中家族与职业经理人的讨

论大都围绕公司经营管理的经济效益问题(王明琳

等2010连燕玲等2011夏立军等2012)或是将

公司领导人的选择置于家族企业基业长青的框架

下探讨家族传承问题(如何轩等2014顾振华沈

瑶2016)而对家族企业通过引入非家族成员担任

董事长可能产生的公司行为决策变化则少有关注

通过管理涉入是控股股东增强控制力的重要

方式(La Porta et al1999Claessens et al2000苏

启林朱文2003)在家族企业中控股股东的代

理问题是上市公司代理问题的主要体现(Shleiferand Vishny1997La Porta et al1999Claessens etal2002王明琳2006)在ldquo一股独大rdquo投资者保

护不力公司治理机制不完善的中国家族企业中

控股股东代理问题更为突出然而控股家族从事

侵占外部投资者的私利行为也存在成本尤其是声

誉的损失作为市场的长期参与者控股家族与银

行投资者政府及监管部门长期打交道华人社会

关系中的ldquo熟人圈rdquo文化使得家族十分重视声誉

(Anderson and Reeb2003Xu et al2015刘正才

2002)当控股家族以董事长这一高知名度透明

度的职位参与上市公司管理时家族在社会信息网

络中的嵌入度增加董事长企业家族 3者的声誉

也将绑定控股家族的任何私利行为都会直接影响

到其自身声誉鉴于声誉损失的巨大成本(叶康涛

等2010)控股家族不得不对其实施私利行为的成

本收益进行权衡即家族成员是否担任上市公司

董事长将极大地影响家族企业中控股股东代理

问题

由于董事长常由实际控制人直接指定或间接

委派(La Porta et al1999)其与控制家族常具有显

性或隐性的社会联系(Mullins and Schoar2016)因

此即使家族成员不担任董事长控制家族对上市

公司决策也有充分的影响力集中的股权结构及缺

乏有效的内部治理也保证了控股家族在包括投资

融资股利等财务决策上有绝对的主导权为更好

说明本文的研究问题我们将家族企业成员不担任

公司董事长这一现象称为控股家族ldquo垂帘听政rdquo

基于代理理论本文从影响控股股东私利行为成本

的董事长任职这一角度检验了家族企业中控股家

族的ldquo垂帘听政rdquo对公司财务决策的影响对于研究

公司治理尤其是控股股东与外部投资者之间的利

益冲突问题具有较为重要的理论意义

我们认为在中国的家族企业中上市公司的

财务决策首先服务于控股家族的私有利益由于

中国的商业环境主要依赖于非正式制度约束人际

关系等非正式联系在公司决策及治理方面具有重

要作用(Peng and Heath1996Allen et al2005)

考虑声誉机制对控股股东行为的影响对理解家族

上市公司财务决策具有重要帮助在中国重人情

控股家族的ldquo垂帘听政rdquo与公司财务决策

中国上市公司研究

-- 126

《管理世界》(月刊)2017年第 3期

讲关系的社会文化下良好声誉是企业家的一项无

形资产(姜涛2010)控股家族珍惜并重视作为社

会网络基础的个人及家族声誉(Park and Luo2001Allen et al2005Xu et al2015)尽管控股

股东具有较强的私利动机可以采用多种方式ldquo掏

空rdquo上市公司(Johnson et al2000)如通过关联交

易(魏明海等2013姜付秀等2015Liu et al2015)资金占用(李增泉等2004Jiang et al2010)等转移公司资源或支付家族成员超额薪酬

管理层堑壕效应(Morck et al1988Chen et al2013)等服务家族目标但巨大的声誉损失成本如

因实施不当行为而被证监会或证券交易所处罚因

违背儒家文化中诚信道义而受到舆论指责等在一

定程度上约束了控股股东的机会主义行为然而

当家族企业聘用非家族董事长而控股家族退居ldquo幕

后rdquo时控股家族私利行为的隐蔽性增加了监管部

门及其他投资者的监督成本及难度家族受到的社

会关注度下降声誉机制的约束作用削弱同时

家族声誉不因公司经营不善而受损也促使控股家

族具有较强的剥削其他投资者的动机从而导致控

股股东可能利用上市公司的财务决策攫取家族私

利(冯旭南2012)即当控股家族退居ldquo幕后rdquo时

家族声誉与公司形象的分离将会降低家族声誉受

损的成本从而加剧了控股股东与中小股东的利益

冲突使得公司财务决策可能成为服务控股股东掏

空行为的手段因此由实际控制人家族担任董事

长的企业与非家族成员担任董事长的企业在财务

决策上将存在显著差异⑥

为检验董事长性质即董事长是否为实际控制

人或其家族成员对上市公司财务决策的影响本文

利用 1999~2014年所有A股上市家族企业作为研究

样本依据上市公司年报招股说明书新闻报道等

公开资料明确了董事长与实际控制人之间的家族

关系并以此考察由实际控制人家族成员担任董事

长的企业与非家族成员担任董事长企业在投资融

资股利政策方面的异同本文的实证研究发现

当家族企业的董事长由与实际控制人无明确家族

关系的人员担任时上市公司的财务决策显著区别

于家族成员担任董事长的企业具体而言与家族

董事长企业相比非家族董事长企业的资本支出和

创新产出较少负债比例较高债务期限结构较长

现金持有较多股利支付的意愿和股利支付率均较

低这一结论在控制了潜在的董事长任命与公司

决策之间的内生性问题及一系列稳健性检验后仍

保持不变尽管决定上市公司财务决策的因素有

很多如控股家族的风险规避态度等但这些结果

更可能是因为控股股东的代理问题所致

为验证控股家族ldquo垂帘听政rdquo对公司财务决策

的影响主要服务于控股股东的掏空动机我们检验

了由非家族成员担任董事长与家族成员担任董事

长的两类公司中第二类代理问题的差异实证检

验结果表明由非家族成员担任董事长的企业的关

联交易和资金占用比家族成员任董事长的企业多

第二类代理问题更为严重同时我们还检验了两

类公司在第一类代理问题上的差异我们发现在

非家族董事长企业中管理层的代理倾向也更高

表现为管理层的薪酬-业绩敏感性离职-业绩敏感

性均较低在职消费较多此外相比家族董事长

企业非家族董事长企业的绩效较差被ldquoSTrdquo的可

能性更高总而言之本文实证结果表明当实际

控制人家族退居ldquo幕后rdquo时上市公司的治理水平下

降控股股东掏空动机的增强显著影响了上市公司

的财务决策

本文的贡献主要体现在以下几个方面第一

本文从董事长这一新的视角考察了家族涉入对上

市公司财务行为的影响为家族涉入如何影响公司

财务决策提供了新的证据已有文献主要从 CEO视角研究家族成员涉入公司经营管理对企业行为

与绩效的影响如 Anderson 和 Reeb(2003)Anderson 等(2003)Maury(2006)Fahlenbrach(2009)

Isakov和Weisskopf(2014)蔡地等(2016)与以往

研究不同本文从董事长这一更为重要的对公司

决策影响更大的职位入手分析了家族成员担任董

事长与否对公司财务行为的影响

第二本文也丰富了有关家族企业控股股东代

理问题的相关研究已有文献主要从股权结构安

排视角研究控股家族通过控制权与现金流权的分

离实现侵占中小股东利益的动机导致上市公司

的研发投入较少(唐跃军左晶晶2014)资产负债

率较高(冯旭南2012)现金持有较多(韩忠雪崔

建伟2014Liu et al2015)股利支付较少(邓建

平曾勇2005王爱国宋理升2012)与之不同

-- 127

本文从控股家族对公司关键岗位的人员安排视角

研究了家族控股股东如何实现其控制权私有收益

的问题另外本文从家族董事长增加了控股家族

私利行为成本的角度进行研究也补充了有关控股

股东代理问题影响因素的文献

第三本文也补充了非正式制度对上市公司行

为影响的文献(Putnam1993Pamuk2000Guisoet al2004)已有研究指出声誉机制有效约束了

经理人的代理行为(Dyck et al2008Karpoff et al2008)在正式制度较差的情况下声誉机制可以替

代 其 发 挥 作 用(Allen et al2005叶 康 涛 等

2010)本文的研究结论支持了这一观点当上市

公司董事长不由实际控制家族成员担任时家族声

誉与公司声誉相分离控股股东因行为不当或公

司经营不善导致的声誉损失较小声誉机制对控股

股东的约束作用减弱因而其采用对其有利而牺牲

其他投资者利益的财务决策的可能性增加将控

股家族的声誉纳入家族企业分析框架有助于我们

更好地理解控股家族与上市公司的互动关系及公

司的各项财务决策

此外本文的研究结论也为资本市场上的投资

者审计师等中介机构上市公司的债权人等诸多利

益相关者提供重要的参考对于证监会证券交易所

等机构更好地履行监督职责也具有一定的启示意

义同时本文的研究结论也有助于我们更加理性

地看待家族企业中职业经理人的引进问题形式上

看尽管当前中国家族企业表现出较快的ldquo去家族

化rdquo进程其真实性合理性和有效性仍值得商榷

推进家族企业合理顺利地ldquo去家族化rdquo实现家族企

业的健康发展或许仍有较长的路要走

余文的内容安排如下第二部分回顾了家族企

业中家族管理与财务决策的相关文献并提出研究

假设第三部分阐述了本文的样本选择过程及主要

变量定义第四部分报告了主检验及内生性检验的

实证结果第五部分进一步检验了董事长性质对内

部公司治理及绩效的影响在第六部分我们进行了

一系列的稳健性检验第七部分为本文的研究结论

二文献回顾与假设提出

在家族企业中控股家族掌握着公司决策的最

高话语权(叶康涛等2010苏忠秦黄登仕2012)

占据核心地位由于控股家族具有足够的监督管

理层的动机和能力家族企业中股东与经理人代理

问题较不严重然而如Grossman和Hart(1988)指

出只要大股东未持有 100股份控股股东就有利

用其控制权地位获取控制权私有收益的可能

(Dyck and Zingales2004)从事掏空行为(Johnsonet al2000)如关联交易(魏明海等2013姜付秀

等2015Liu et al2015)资金占用(李增泉等

2004Jiang et al2010)等控股股东与外部投资者

之间的利益冲突成为家族上市公司的主要代理问

题(Shleifer and Vishny1997La Porta et al1999Claessens et al2002王明琳2006)众所周知中

国资本市场成立的时间较短相关法律法规并不完

善同时由于缺乏有效的约束机制如投资者保护

较弱控制权市场不活跃法律执行力较差控股家

族具有较强的侵占中小股东利益的动机代理问题

更加严重(唐宗明蒋位2002)

控股家族可通过设立金字塔结构实现控制权

与现金流权的分离强化家族对上市公司的控制

获取家族私利(La Porta et al1999Claessens etal2000苏启林朱文2003)已有研究表明当

控股家族的控制权与现金流权分离程度越高时中

小股东受剥削程度越严重公司业绩表现更差(LaPorta et al1999Claessens et al2000)另外公

司各项财务决策也受到控制权与现金流权分离的

影响为增加控股家族可侵占的资源两权分离度

较高企业的现金持有更多(韩忠雪崔建伟2014)

股利支付水平更低(邓建平曾勇2005王爱国宋

理升2012)负债比例更高(冯旭南2012)

家族管理是家族涉入企业的另一重要方式对

公司决策具有重要影响当家族成员担任上市公

司高管时股东与经理人之间的代理问题得到大大

缓解(Jensen and Meckling1976)此时公司的创

新水平较高(Fahlenbrach2009李婧等2010李婧贺小刚2011严若森叶云龙2014蔡地等

2016)支付的现金股利更多(魏志华等2012)然

而如前文所述第一类代理问题因集中的股权结

构而较不突出控股家族与外部投资者之间的利益

冲突才是家族企业的核心代理问题当家族成员

参与公司经营管理时控股家族侵害其他利益相关

者的能力增强除利用控制权优势决定公司政策

控股家族的ldquo垂帘听政rdquo与公司财务决策

中国上市公司研究

-- 128

《管理世界》(月刊)2017年第 3期

外控股家族还可直接通过管理层从事谋取家族私

利的行为如资金占用违规担保等违法违规行为

(郑杲娉2012)家族企业也可能因潜在较严重的

控股股东代理问题而受到阻碍如担保贷款较多

(陈德球等2013Pan and Tian2016)债务期限较

短(苏忠秦黄登仕2012)相反家族参与企业管

理也可能降低第二类代理问题如有二代参与的企

业的资金占用关联交易较少(Xu et al2015)尽

管家族管理使得控股家族具备较强的攫取私利的

能力控股家族是否实施掏空行为则取决于其对该

私利行为收益和成本的权衡然而在已有家族管

理对财务决策影响的文献中有关控股家族代理问

题的讨论却很少也未有涉及家族管理对控股家族

从事私利行为成本的影响另外已有的研究在探

讨家族管理对财务决策的影响时大部分只关注

CEO(李婧等2010李婧贺小刚2011)高管团队

(蔡地等2016)或将董事长与 CEO视为整体进行

讨论(魏志华等2012严若森叶云龙2014Panand Tian2016)而未区分不同家族管理涉入方式

的影响差异尤其是董事长这一重要职位

依据《中华人民共和国公司法》董事长是公司

的法人代表拥有法律赋予的最高权力在中国家

族企业中董事长往往由实际控制人指派与控股

家族有着显性或隐性的社会联系(Mullins and Schoar2016)因此无论董事长是家族成员还是非家

族成员其权力均在不同程度上受控股家族的约

束家族对公司决策有充分的影响力而集中的股

权结构及缺乏有效的公司治理机制也使得控股家

族在包括投资融资等方面具有绝对的主导权从

这一方面看我们认为在中国家族企业中上市公

司的财务决策首先服务于控股家族的目标其次才

是基于企业的发展需要做出战略选择因此在家

族企业中控股股东代理问题是核心代理问题(Shleifer and Vishny1997La Porta et al1999Claessens et al2002王明琳2006)控股股东侵占中小

股东动机的强弱将直接影响上市公司的财务决策

(Liu et al2015)

董事长是否由家族成员担任影响控股家族侵

害其他投资者的意愿已有研究表明声誉是一项

能够为企业家带来收益的无形资产(姜涛2010)

在中国商业经济发展中发挥重要作用(Allen et al

2005)良好的声誉有助于家族或企业获取ldquo关系

型rdquo借贷政治联系等声誉的损失则会给家族或企

业带来巨大的代价(叶康涛等2010)作为市场的

长期参与者控股家族高度重视家族声誉以及基于

此建立起来的社会关系(Park and Luo2001Anderson and Reeb2003Allen et al2005Xu et al2015)当控股家族成员担任董事长时家族的社

会嵌入度增加控股家族声誉及社会地位得以提

高但与此同时其私利行为也更易被投资者债权

人监管机构等发觉由于董事长企业家族 3者

声誉的绑定因控股家族私利行为导致的公司经营

不善对董事长能力的质疑也在一定程度上损害了

家族的声誉而当上市公司董事长由非家族成员

担任时由于实际控制人家族不通过担任公司法人

代表直接参与经营管理家族声誉与董事长公司

形象的分离降低了家族声誉受损的成本退居ldquo幕

后rdquo也增加了外部投资者的监督难度在这种情况

下控股家族通过ldquo隧道rdquo转移公司资源的动机增

强与中小股东的利益冲突加剧即与家族成员担

任董事长的企业相比非家族董事长企业的代理问

题将更加严重

基于以上分析我们预期家族董事长企业与

非家族董事长企业在投资融资现金持有股利分

配等财务决策方面将存在显著差异

投资决策是公司最重要的决策之一关乎企业

未来的生存和发展因此控股家族目标首先将影

响公司的长期投资决策控股家族往往将家族企

业视为一项家族资产(Casson1999)为实现家族财

富的世代传承家族企业的投资行为具有长期导向

(Le Breton-Miller and Miller2006)然而控股股

东自身的代理倾向则决定了上市公司进行长期投

资的意愿及多寡当控股家族具有较强的侵占外

部投资者动机时家族目标将变得较为短视控股

家族更愿意将资源控制在企业内部以方便其掏空

或投资于周期短风险低的项目进行长期投资的

动力较小同时控股家族通过ldquo隧道rdquo转移上市公

司资产的私利行为如关联交易资金占用等也进

一步减少了公司进行投资可使用的资源因此在

第二类代理问题较严重的公司中上市公司的长期

投资可能较少

在创新和研发方面由于研发兼具长期性高

-- 129

投入高风险的特点(Hirshleifer et al2012)相比

其他投资活动创新对公司经营的风险收益影响

更强(Kothari et al2002)恰如本文前面所分析

的当上市公司董事长由非家族成员担任时家族

声誉与公司形象的分离降低了家族声誉受损的成

本控股家族退居ldquo幕后rdquo的家族企业的代理问题更

加严重因此我们预期非家族成员董事长公司

的创新活动将相对较少

假设 1与由控股家族成员担任董事长的企业

相比非家族董事长企业的投资水平较低

控股股东代理问题也将影响上市公司的资本

结构选择由于负债的股权非稀释效应控股股东

在利用负债融资增加其可支配的资源的同时并未

增加其被收购或丧失家族控股地位的可能性因

此具有较强掏空动机的家族企业将倾向于进行更

高的债务融资(Du and Dai2005)在中国尽管存

在《破产法》但是由于对债权人权利的保护不力

控股家族并不必过于担心负债会导致企业陷入破

产境地(Jiang and Kim2015)债务融资可能成为

控股家族掏空的手段(金雪军张学勇2005戴璐

汤谷良2007孙健2008)无疑作为资本市场的

长期参与者控股家族关注家族声誉及与其他投资

者的关系(Anderson and Reeb2003)并趋于风险

规避(Shleifer and Vishny1986McConaughy et al2001)然而当实际控制人家族不担任上市公司

董事长而退居ldquo幕后rdquo时公司因高负债发生债务违

约财务困境甚至破产对家族声誉的损害较小非

家族董事长企业比家族董事长企业具有更强的债

务融资意愿

由于不同期限的债务对公司行为的影响不同

控股家族对长期短期负债的偏好也存在差异一

方面与长期债务相比短期债务较短的周转时间

及其定期的利息支出减少了公司内部可供控股股

东掠夺的资源财务困境和破产风险的增加也使得

控股家族不得不担心上市公司有价值的ldquo壳rdquo资源

的丢失而减少其掏空行为另一方面期限较短的

债务融资要求上市公司与资金供给方频繁签订合

约对上市公司的监督力度更强妨碍了控股股东

私人利益的攫取(苏忠秦黄登仕2012)相比于

短期负债控股股东更倾向于进行长期债务融资

尤其当控股股东具有较强的掏空动机时其长期债

务融资偏好更加显著因此由于家族与非家族董

事长企业的控股股东利用债务融资谋取私利的动

机存在差异其长期债务融资倾向也不同

假设 2a与由控股家族成员担任董事长的企业

相比非家族董事长企业的资产负债率更高

假设 2b与由控股家族成员担任董事长的企业

相比非家族董事长企业的长期负债率更高

就现金持有决策而言由于代理问题的存在

与非流动资产相比控股股东倾向于持有较多的流

动资产(Liu et al2015)而现金易转移成本低的

特点使其成为控股股东资源转移侵占的主要对象

(Myers and Rajan1998陈德球等2011)控股股

东既可通过直接的现金交易侵占上市公司资金也

可间接地将现金投资于对其有利的项目(Dittmaret al2003)因此当控股股东具有较强的剥夺中

小股东的欲望时上市公司将持有较多的现金以方

便其掏空行为当上市公司董事长由非家族成员

担任时家族与公司声誉相分离控股股东剥夺外

部投资者的动机增强进而促使非家族董事长企业

比家族董事长企业持有较多的现金

假设 3与由控股家族成员担任董事长的企业

相比非家族董事长企业的现金持有水平更高

股利作为利益分配的重要方式也受公司内部

代理冲突尤其是控股股东侵占动机的影响已有

研究表明在制度环境较好的情况下上市公司将

发放更多的股利(La Porta et al2000Faccio et al2001Allen et al2005)当控股股东的两权分离度

较高时上市公司则常常不发或少发股利(Faccioet al2001邓建平曾勇2005王化成等2007)

通过不发或少发股利控股股东将现金保留在公司

内部并利用ldquo隧道行为rdquo将现金占为己有上市公

司的股利支付意愿下降由于家族董事长企业与

非家族董事长企业具有不同程度的控股股东代理

问题两类公司的股利政策也将存在差异当然

控股股东采用缩减或不发股利这种侵占中小股东

利益的方式也存在成本包括声誉损失承担诉讼

风险等(Dyck and Zingales2004)尽管中国投资

者不存在明显的股利偏好但是近些年来我国媒

体对不发或少发股利的ldquo铁公鸡rdquo或ldquo微股利rdquo公司

的报道却屡见不鲜报道更是引发广泛热议(李小

荣罗进辉2015)由于此类报道负面新闻居多

控股家族的ldquo垂帘听政rdquo与公司财务决策

中国上市公司研究

-- 130

《管理世界》(月刊)2017年第 3期

媒体的ldquo关注rdquo不仅损害了公司的声誉也对管理层

尤其是董事长的形象造成了不良影响当上市公司

董事长由非家族成员担任时家族声誉不因较低的

股利支付问题而受损将会加强控股股东将原本作为

股利支出的现金占为己有的欲望即该类企业的股

利支付意愿和股利支付率都将会更低

假设 4与由控股家族成员担任董事长的企业相

比非家族董事长企业的股利支付率较低

三数据变量与描述性统计

(一)数据来源与样本选择

本文以 1999~2014 年所有的 A 股上市公司为初

始样本借鉴苏启林和朱文(2003)邓建平和曾勇

(2005)Maury(2006)许静静和吕长江(2011)等有

关家族企业的定义我们将符合以下条件的企业视

为家族企业(1)最终控制人能够追溯到自然人或家

族(2)最终控制人直接或间接是上市公司的第一大

股东我们首先从CSMAR数据库获取了上市公司实

际控制人的基本信息将其与年报一一进行校对并

确定唯一的最终控制人本文对家族企业最终控制

人的判定标准为(1)当仅有一名实际控制人时该

自然人为最终控制人(2)当存在多名无亲缘关系的

自然人股东时持股比例最高的自然人为最终控制

人(3)当实际控制人为家族且存在持股比其他家族

成员至少高 10的实际控制人时该成员为最终控

制人(4)当实际控制人为家族且家族成员持股均衡

时最终控制人为在上市公司任职且职位级别最高

的家族成员⑦

由于董事长的背景信息并非强制披露我们首先

根据上市公司年报招股说明书等对最终控制人与

董事长的关联关系进行了手工整理对于未明确说

明两者关系的公司我们进一步通过百度等途径网

络搜索相关信息最终确认实际控制人与董事长的

亲属关系鉴于研究惯例我们剔除了(1)最终控

制人为非自然人或家族(2)金融保险业公司(3)主要数据缺失的样本最终得到 9528个观测值样

本的年度行业分布详见表 1在本文中我们将与最终控制人有亲属关系的董

事长界定为家族董事长关系类型包括最终控制人

本人夫妻父子女母子女兄弟妹姐弟妹和其

他亲戚关系如叔侄等对于无法通过公开资料查询

到与最终控制人是否存在亲属关系的董事长我

们将其划分为非家族董事长在本文样本中尽

管由实际控制人家族成员担任董事长的样本占绝

大多数仍有 2611的家族企业选择聘用非家族

成员担任董事长从年度分布上看由非家族成

员担任董事长的比例在 2008年之前变化不大在

2008 年出现显著下降并随后稳定在 20左右⑧

在行业分布上由于制造业样本占总样本的比例

远超过其他行业为避免样本分布出现严重偏差

我们根据证监会二位行业代码进一步将其细分

由表 1可以看出家族与非家族董事长的行业分

布较不均匀例如在批发零售电力及综合类企

业中超过 40的家族企业样本聘用非家族成员担

任董事长而在电子行业中该比例仅为 1398

表 1 样本分布Panel A年度分布

年度1999200020012002200320042005200620072008200920102011201220132014合计

Panel B行业分布

行业农林牧渔业

采掘业食品饮料

纺织服装皮毛木材家具造纸印刷

石油化学塑胶塑料电子

金属非金属机械设备仪表医药生物制品其他制造业

电力煤气及水的生产和供应业建筑业

交通运输仓储业信息技术业

批发和零售贸易房地产业

社会服务业传播与文化产业

综合类合计

总样本N12187614221733836243051155063693412131346134813959528

非家族董事长N492959961511751931971701841992322362622922488

总样本N1949836546091221102060866919657481425319384972439501238743939528

33335000381641554424446748344488385530912893213119131753194420932611

非家族董事长N44341051351843280851534121793128453220419818455202032488

家族董事长N8947831211871872373143804527359811110108611037040

2268346928772935197819462745139822872097239321835283233238102099451036732311270351652611

家族董事长N150642603257317874052351615535691112514852768241317183541907040

66675000618458455576553351665512614569097107786980878247805679077389

7732653171237065802280547255860277137903760778174717766861907901549063277689729748357389

-- 131

这也说明了我们在实证分析中控制样本年度行业

的必要性

(二)变量定义

为检验董事长是否为家族成员对公司财务决

策的影响本文考察了上市家族企业的董事长是否

为控股家族成员与公司投资资本结构现金持有

以及股利政策的关系在投资决策方面借鉴 Anderson等(2012)我们着重检验了董事长的家族身

份对公司资本支出创新活动的影响与已有研究

一致(陈德球等2012Xu et al2013)我们采用购

建固定资产无形资产和其他长期资产支付的现金

与期初的总资产的比值作为公司资本支出的衡量

指标⑨由于研发投入数据的可得性问题⑩本文用

公司申请专利专利被国家知识产权局授权的情况

表示公司创新水平其中专利包括发明实用新型

及外观设计 3类创新作为一项长期的需要大量

资金投入的活动从研发投入到专利产出常存在时

间间隔因此在实证回归中我们用向后滞

后两期的专利数量来代表当期的研发水平104877810486491048659

(He and Tian2013Tan et al2015)衡量指

标包括专利申请数(Patent_AP)和专利授权

数(Patent_GR)在融资方面我们从公司的

资产负债率(Leverage)及债务的期限结构

(Debt)两方面考察了家族成员董事长企业与

非家族成员董事长企业在资本结构方面的差

异其中负债率与债务期限结构分别为总负

债长期负债与总资产的比值(Fan et al2011)为衡量上市公司的现金持有水平

(Cash)我们计算了上市公司拥有的现金及

其等价物与净资产的比值其中现金及其等

价物为货币资金交易性金融资产及短期投

资净额之和净资产为扣除货币资金等现金

及其等价物后的总资产对于上市公司的股

利政策我们采用两个指标进行衡量包括

是否支付现金股利的虚拟变量(Divdum)若

支付现金股利取值为 1否则为 0股利支付

率(Divearn)即每股现金股利除以每股净

利润

董事长的家族属性是本文的关键变量

我们用虚拟变量NF_Chair表示若上市公司

的董事长不由实际控制人本人或其家族成员

担任NF_Chair取值为 1否则为 0在各财务决策

模型中我们也控制了可能影响上市公司决策的因

素如公司规模(即总资产的自然对数)公司年龄

(为公司成立年限的自然对数)第一大股东持股比

例机构投资者持股比例等变量鉴于宏观因素和

行业特征等可能对公司的决策产生影响我们在模

型中也加入了年度行业的虚拟变量另外我们

对所有的连续变量在 1和 99分位数上进行Winsorize处理以消除极端值对实证结果的影响各主

要变量的定义参见表 2(三)描述性统计

表 3的 Panel A报告了基于总样本的描述性统

计结果在本文样本中由实际控制人家族成员担

任董事长的情况颇为常见(大部分为最终控制人亲

自担任董事长)只有 261的家族企业的董事长由

非家族成员担任然而对于这些平均仅成立 12年

的样本企业而言该比例显著高于基于国外一般家

表 2 主要变量的定义变量

NF_Chair

Invt

Patent_APPatent_GRLeverageDebt

Cash

DivdumDivearnROAROEROSST

ORECRPTNRPTExecompDircompDsecomp

CEO_changeChair_changeFee_other

Fee_manageSize

BM

FageTOP1TOP25

InstitutionBsize

IndependenceIndustryYear

含义及计算方法

非家族成员董事长虚拟变量若董事长不由实际控制人或其家族成员担任时取值为 1否则为 0资本支出额为购建固定资产无形资产和其他长期资产支付的现金除以期初总资产

专利申请数为发明实用新型外观设计申请数之和(加 1)的自然对数专利授权数为发明实用新型外观设计授权数之和(加 1)的自然对数资产负债率为总负债除以总资产负债期限结构为长期负债除以总资产

现金持有比例计算公式为(货币资金+交易性金融资产+短期投资净额)(总资产-货币资金-交易性金融资产-短期投资净额)

股利支付虚拟变量若公司发放现金股利为 1否则为 0股利支付率为每股现金股利除以每股净利润资产收益率为净利润除以总资产权益收益率为净利润除以权益销售利润率为净利润除以营业收入是否被 ST的虚拟变量若公司被ldquoSTrdquo或ldquoPTrdquo为 1否则为 0资金占用为其他应收款净额除以总资产关联交易额为上市公司关联交易额总资产关联交易次数为上市公司关联交易次数的自然对数高管薪酬为薪酬最高的前 3名高管平均薪酬的自然对数董事薪酬为薪酬最高的前 3名董事平均薪酬的自然对数管理层薪酬为薪酬最高的前 3名管理层平均薪酬的自然对数CEO变更虚拟变量若CEO发生变更为 1否则为 0董事长变更虚拟变量若董事长发生变更为 1否则为 0在职消费为支付其他与经营活动有关的现金除以总资产管理费用率为管理费用除以总资产公司规模为总资产的自然对数总资产账市比为考虑非流通因素的总资产账面价值除以总资产的市场价值其中总资产的市场价值=每股权益times非流通股股数+期末收盘价times流通股股数+负债账面价值)公司年龄为公司成立年限的自然对数第一大股东持股比例第二至第五大股东持股比例之和机构投资者持股比例董事会规模为董事会人数独立董事比例为独立董事人数除以董事会人数行业根据证监会行业代码分类共 21个行业哑变量年度样本区间为 1999~2014年共 14个年度哑变量

控股家族的ldquo垂帘听政rdquo与公司财务决策

中国上市公司研究

-- 132

《管理世界》(月刊)2017年第 3期

族企业发展演变过程中预期的职业经理人参与

率在投资方面样本企业 InvtPatent_APPat

ent_GR的均值分别为 00761204和 1808而在资

本结构方面Leverage和 Debt的均值分别为 437

45说明家族企业的平均负债水平较高其中短

期负债是企业负债的主要组成部分在现金持有

和股利政策上家族企业的平均现金持有水平为

425平均股利支付率为 235其中发放现金股

利的企业占总样本的 631从绩效情况看家族

企业在样本区间内平均的 ROAROEROS 分别为

37675样本企业的绩效表现与其他研究

使用的样本企业相近(Liu et al2015Xu et al2015)从公司股权结构情况看第一大股东持股

(3313)远高于第二至第五大股东的持股比例之

和(2043)作为国外公司股权结构与公司治理的

重要参与者机构投资者在中国家族企业中平均持

股仅为 445

为说明控股家族ldquo垂帘听政rdquo的影响我们进一

步比较了家族董事长企业与非家族董事长企业在

财务决策上的异同如 Panel B所示家族成员董

事长企业 InvtPatent_APPatent_GR的均值分别为

008414392136而非家族成员董事长公司的 In

vtPatent_APPatent_GR 的 均 值 分 别 为 005406120982这就说明由非家族成员担任董事长的

家族企业在资本支出研发方面均显著低于由实际

控制人或其家族成员担任董事长的企业在资本

结构方面非家族成员董事长企业的资产负债率和

长期负债率均显著高于家族成员董事长企业具

体地非家族成员董事长企业 LeverageDebt的均值

(中位数)分别为 0577(0506)0057(0009)而家

族成员董事长企业 Leverage和Debt的均值(中位数)

仅为 0388(0363)0040(0002)从现金持有和股

利方面看相比于由控制家族成员担任董事长的企

业非家族成员董事长企业平均而言更不倾向发放

现金股利股利支付更少其现金持有水平在均值

和中位数上也显著少于家族成员董事长企业104877810486491048660相

似地无论是 ROAROE还是 ROS非家族成员董事

长企业的业绩表现均显著差于由实际控制人家族

成员担任董事长的企业

另外我们也检验了变量之间的相关系数104877810486491048661

结果显示董事长是否为家族成员与各财务决策变

量的相关系数均在 1水平显著且未有任何控制

变量之间的相关系数的绝对值超过 07说明本文

的实证模型并不存在严重的多重共线性问题

四实证检验结果

在本部分我们实证检验了上市公司董事长的

家族身份对公司财务决策的影响包括资本性投资

与创新资本结构现金持有及股利政策等为控

制董事长任命与公司财务决策之间可能存在的内

生性问题我们采用倾向得分匹配法(PSM)及工具

变量法重新检验了董事长性质与各项财务决策的

关系

(一)投资决策

为检验家族与非家族董事长所在公司投资决

策的差异借鉴Guumlner等(2008)Xu等(2013)以及

Custoacutedio和Metzger(2014)我们采用以下实证模型

Invtt =α0 +α1 NF_Chairt +α2 Sizet-1 +α3 BMt-1

+α4 CFt+α5 Leveraget+α6 Faget +α7 TOP1t

+α8 TOP25t +α9 Institutiont +sumIndustry

+sumYear+ε (1)

表 3 主要变量的描述性统计Panel A总样本

VariableNF_Chair

InvtPatent_APPatent_GRLeverageDebtCash

DivdumDivearnROAROEROSSizeBMFageTOP1TOP25

InstitutionBsize

IndependencePanel B分组比较

VariableInvt

Patent_APPatent_GRLeverageDebtCash

DivdumDivearnROAROEROS

N95288646677367739528952895289528952895289528950695289528952895289528952894749471

非家族董事长N

24121924192424882488248824882488248824882473

Mean0054061209820577005702810396014200110048-0047

Mean02610076120418080437004504250631023500370067005021180060723623313020430445185360365

Median00280000000005060009015000000000002600580050

SD0439008214631892034300750598048302870079018503801011022505311434011600573215870058

家族董事长N

62344849484970407040704070407040704070407033

P250

0018000000000225000001070

00000016003200292053004422079225201129001227

0333

Mean00841439213603880040047607140268004600740083

Median00601099239803630002024910000209004700760087

Median0

0050000013860404000302151

01610042007200782109006272485299701933021529

0333Difference

Mean-0030-0827-115401890017-0195-0317-0126-0035-0026-0130

P751

0104239834340575006004711

03560070011601482178007852773423002851067789

0400

Median-0032-1099-239801430007-0099-1000-0209-0021-0018-0037

注分样本平均值差异检验为独立样本 t 检验中位数差异检验使用Wilcoxon检验分别表示在 1510水平上显著

-- 133

其中Invt为公司的资本支出NF_Chair为表征

董事长家族身份的虚拟变量若董事长为非家族成

员NF_Chair取值为 1否则为 0同时我们还控

制了以下因素的可能影响期初的公司规模(Sizet-

1)即期初的总资产的自然对数投资机会(BMt-1)

即期初的总资产账面价值与市场价值之比现金流

量(CFt)即 t期的经营活动产生的现金流量净额除

以期初的总资产其他控制变量包括总资产负债

率(Leverage)公司年龄(Fage)第一大股东持股比

例(TOP1)第二至第五大股东持股比例(TOP25)

机构投资者持股比例(Institution)行业(Industry)和

年度(Year)哑变量为保证研究结论的稳健性所

有检验的标准误差均经过异方差和企业层面的聚

类调整

由于创新活动具有时滞我们采用向后滞后两

期的专利数量衡量公司的创新能力(He and Tian2013Tan et al2015)检验董事长的家族性质对

创新活动影响的模型如下

Patentt+2 =α0 +α1 NF_Chairt +α2 Sizet +α3Leveraget

+α4 BMt +α5 ROAt +α6 Faget +α7 TOP1t +α8 TOP25t

+α9 Institutiont +α10 RampDt +α11PPEt +α12 Invtt

+sumIndustry+sumYear+ε (2)其中Patentt+2分别为专利申请数(Patent_APt+2)

专 利 授 权 数(Patent_GRt + 2) 借 鉴 Fahlenbrach(2009)Custoacutedio 和 Metzger(2014)我们控制了

ROA即资产收益率为净利润除以总资产RampD

即研发投入除以销售收入PPE即固定资产比例

为固定资产净额除以总资产其他控制变量定义

如表 2所示具体实证回归结果见表 4表 4列(1)报告了资本支出的检验结果其中

NF_Chair的系数为负且在 1水平上显著说明相

比于家族董事长企业由非家族成员担任董事长的

企业的资本支出水平显著更低表 4列(2)和(3)分别列示了董事长性质与上市公司专利申请数和

专利授权数的关系从中可以看出非家族董事长

企业与家族董事长企业在研发创新活动上存在明

显差异在所有回归中NF_Chair的系数均显著为

负即无论是在专利申请还是专利授权上非家族

董事长公司的专利产出均比家族董事长企业少创

新水平较低另外当我们以上市公司是否拥有专

利申请(Dum_APt+2)是否拥有专利授权(Dum_GRt+2)

作为公司创新活动强度的替代衡量指标时两类公

司创新水平的差异在以是否拥有专利的虚拟变量

作为被解释变量的模型中仍然存在结果如列(4)和(5)所示实证结果表明家族企业董事长的家

族身份显著影响公司的投资决策从而证明了本文

的假设 1(二)债务融资

为考察家族与非家族董事长企业在债务融资

决策方面的差异我们参考肖作平和廖理(2007)

韩亮亮和李凯(2008)姜付秀和黄继承(2013)以

及 Custoacutedio和Metzger(2014)的模型采用的实证模

型如下

Capitalt=β0 +β1NF_Chairt +β2Sizet +β3BMt

+β4ROAt +β5Faget +β6TOP1t +β7TOP25t

+β8 Institutiont +β9FCFt +β10PPEt +β11Depret

+sumIndustry+sumYear+ε (3)其中Capital 分别为资产负债率(Leverage)和

债务的期限结构(Debt)在控制变量中FCF为每

股自由现金流量即经营现金流量净额减去资本支

出的差除以总股数Depre为固定资产折旧除以总

表 4 投资决策

NF_Chair

Size

Leverage

BM

Fage

TOP1

TOP25

Institution

CF

ROA

RampD

PPE

Invt

Intercept

IndustryYearN

Adj R2

(1)Invt

-0016(-565)0002(122)

-0010(-359)

-0025(-367)

-0024(-728)

0000(469)

0001(475)

0001(696)

0096(773)

0070(212)控制控制84380174

(2)Patent_AP-0273(-415)

0232(546)-0121(-163)-0217(-115)

-0361(-564)0004(168)0005(166)

0021(425)

0970(435)-1007(-040)0224(114)0427(124)

-4647(-534)控制控制67350344

(3)Patent_GR-0333(-375)

0214(401)

-0269(-283)0245(101)

-0484(-603)0000(008)0001(039)

0028(414)

0581(201)-2691(-080)0402(161)

0875(205)

-4339(-395)控制控制67350442

(4)Dum_AP-0339(-405)

0166(322)

-0520(-246)0472(220)

-0488(-609)0003(097)0002(061)

0021(375)

2055(431)-1631(-061)0435(157)

0891(210)

-9045(-881)控制控制66930350

(5)Dum_GR-0238(-244)0116(199)

-0679(-336)

0758(308)

-0630(-568)0000(001)-0002(-061)

0026(373)

0503(126)-4252(-144)0586(202)

1363(278)

-8466(-754)控制控制66930406

注由于创新活动存在时间滞后性列(2)至列(5)的控制变量为 t期因变量则为 t+2 期分别表示在 1510水平上显著括号中的数值为 t值所有检验的标准误差均经过异方差和企业层面的聚类调整

控股家族的ldquo垂帘听政rdquo与公司财务决策

中国上市公司研究

-- 134

《管理世界》(月刊)2017年第 3期

资产其他控制变量定义如表 2 所示若

NF_Chair系数为正表明相比由实际控制人

家族成员担任董事长企业非家族董事长企业

更倾向于采用高负债特别是长期负债实证

检验结果如表 5所示

在表 5中我们提供了董事长性质与上市

公司资本结构关系的实证回归结果其中列

(1)和列(2)回归模型的被解释变量分别为资

产负债率和长期负债率我们发现NF_Chair

的系数在所有回归中均显著为正说明相比

于董事长由实际控制人家族成员担任的企业

非家族董事长企业的负债水平更高债务期限

结构更长也就是说当实际控制人家族不直

接与公司发生联系时控股股东倾向于进行更

多的债务融资尤其是长期债务融资该结果

支持了控股股东可能利用债务融资剥削外部

投资者的观点即在投资者保护较弱的情况

下负债的公司治理作用弱化债务融资成为

服务控股股东掏空行为的工具在非家族董

事长企业中家族与公司声誉的分离使得控股

股东与其他投资者的利益冲突加剧为满足其

私利行为控股股东利用非家族董事长的优势

通过债务融资增加其可控制的资源同时由

于上市公司负有长期债务的还款付息压力比

短期债务小财务困境和破产风险较低长期

负债更能为控股股东转移公司资源提供便利

非家族董事长企业也更偏好长期的债务融

资由此本文的假设 2a和 2b得以验证

(三)现金持有与股利支付

为考察董事长的家族身份对上市公司现金

持有政策的影响我们参考Opler等(1999)王

福胜和宋海旭(2012)以及姜彭等(2015)采

用以下模型检验家族与非家族董事长企业现

金持有水平的差异情况

Casht=γ0+γ1 NF_Chairt +γ2Sizet +γ3BMt

+γ4Divdumt +γ5ROEt +γ6Faget +γ7TOP1t

+γ8TOP25t +γ9Institutiont +γ10CFt +γ11Invtt

+γ12Leveraget +γ13Debtt +γ14Wcapitalt

+γ15Wcapitalt +sumIndustry+sumYear+ε (4)其中Cash为公司的现金持有水平CFIn

vt分别为经净资产调整的经营现金流量净额和

资本支出Wcapital为营运资本与现金及其等价物之差

除以净资产Wcapital为Wcapital的变化量其他控制

变量定义如表 2所示

另外借鉴雷光勇等(2015)和魏志华等(2012)104877810486491048662我

们检验了家族与非家族董事长企业在股利政策方面的

不同本文采用的股利支付模型如下

Dividendt=γ0+γ1NF_Chairt +γ2Sizet +γ3 Leveraget

+γ4BMt +γ5ROEt +γ6CFt +γ7Casht +γ8Invtt +γ9 Faget

+γ10PPEt +γ11TOP1t +γ12TOP25t +γ13Institutiont

+γ14SEOt+sumIndustry+sumYear+ε (5)其中Dividend分别为是否支付现金股利(Divdum)

股利支付率(Divearn)在控制变量中CFCashInvt分

别为经总资产调整的经营现金流量净额现金持有水平

和资本支出SEO为公司是否满足法定再融资条件的虚

拟变量若权益收益率介于[67]之间则 SEO取值为

1否则为 0其他控

制变量定义如表 2 所

示具体实证回归结

果见表 6表 6 报告了董事

长的家族身份对公司

表 5 资本结构

注分别表示在1510水平上显著括号中的数值为 t 值所有检验的标准误差均经过异方差和企业层面的聚类调整

NF_Chair

Size

BM

Fage

TOP1

TOP25

Institution

ROA

PPE

Depre

FCF

Intercept

IndustryYearN

Adj R2

(1)Leverage0043(279)

0061(682)

-0324(-867)

0091(756)-0000(-024)-0001(-156)

-0002(-201)

-1675(-1314)-0021(-023)2474(252)

-0025(-579)

-0768(-382)控制控制94840346

(2)Debt

0009(272)

0026(1568)-0003(-035)

0014(605)-0000(-033)-0000(-196)0000(111)

-0068(-512)

0111(708)

-0458(-350)

-0013(-978)

-0552(-1403)控制控制94830300

表 6 现金持有与股利支付

NF_Chair

Size

Leverage

BM

ROE

Fage

TOP1

TOP25

Institution

CF

Invt

Cash

PPE

SEO

Wcapital

Wcapital

Debt

Divdum

Intercept

IndustryYearN

Adj R2

(1)Cash0029(186)

-0072(-717)

-0237(-782)

0130(310)

-0035(-165)-0031(-167)

0002(348)

0003(419)-0001(-115)

1254(1194)

0523(577)

0237(409)0120(182)

-0211(-288)

0049(409)

1225(562)控制控制86430346

(2)Divdum

-0373(-631)

0417(1110)

-2228(-1441)0711(447)

2634(1237)

-0294(-497)0005(241)

0007(274)

0026(587)

1588(640)

1543(441)

0952(507)

-0419(-203)0149(220)

-9891(-1032)控制控制95070345

(3)Divearn

-0038(-378)0008(148)

-0075(-628)

0118(439)

0066(728)

-0032(-345)

0001(402)

0002(369)0000(005)

0202(516)0021(035)

0316(1075)

0099(304)0000(002)

-0313(-258)控制控制95070173

注分别表示在 1510水平上显著括号中的数值为 t值所有检验的标准误差均经过异方差和企业层面的聚类调整

-- 135

现金持有和股利政策影响的实证结果由表 6列

(1)可知NF_Chair的系数显著为正说明由非家族

成员担任董事长的企业的现金持有水平高于实际

控制人家族担任董事长的企业列(2)~(4)则报告

了董事长性质与上市公司股利支付的关系被解释

变量分别为是否支付股利股利支付率在这两

个模型中NF_Chair的系数均为负且至少在 1水

平上显著说明非家族董事长企业的支付股利意

愿股利支付率均明显比家族董事长企业低表 6的实证结果与非家族董事长企业控股股东代理问

题较严重的解释一致即当实际控制人或其家族成

员不担任董事长时控股股东侵占其他股东利益的

动机增强为方便其关联交易资金侵占等掏空行

为上市公司将持有更多的现金发放更少的股

利因此本文的假设 3和假设 4得以验证

以上分析表明家族企业董事长的家族性质显

著影响上市公司的财务决策具体地与家族董事

长企业相比非家族董事长企业的资本支出创新活

动较少债务融资较多债务期限结构较长现金持

有水平较高股利支付意愿水平均较低我们的实

证结果一致支持了家族声誉的解释即在由非家族

成员担任董事长的情况下家族与公司声誉的分离

导致控股家族具有较强的掠夺外部投资者的动机

从而促使其采取有利于其私有收益的财务决策

(四)内生性检验

在考察管理层的性质对上市公司的影响时已

有研究表明家族企业中管理层的任命与公司的表

现存在内生性问题(Bennedsen et al2007Cucculelli and Micucci2008Fahlenbrach2009)具体而

言当实际控制人家族预示到未来可能发生的业绩

下滑或经营不善时为保护家族声誉家族企业将

任命控制家族以外的职业经理人担任上市公司要

职如CEO等同样地家族企业董事长的任命与公

司财务决策之间也可能存在着内生性影响当公

司的财务决策可能导致更高的财务困境或经营困

难时实际控制家族参与企业管理的动机削弱在

处于不同生命周期阶段的家族企业中控股股东对

职业经理人的需求也存在差异为消除董事长性

质与公司财务决策之间的内生性问题我们采用倾

向得分匹配(Propensity Score MatchingPSM)法和

工具变量法对两者关系进行检验

1倾向得分匹配法

倾向得分匹配方法是解决潜在的内生性问题

的常用方法之一(Imbens and Wooldridge2009)

我们首先对董事长的家族性质与可能影响管理层

任命的因素进行 Probit回归计算样本企业的倾向

得分其次根据不同配对原则我们构建了与非家

族董事长企业具有相近特征的家族董事长企业控

制组样本通过比较这两组样本在公司行为上的

差异我们就可以清楚地看出董事长家族属性对财

务决策的影响为较好地控制样本企业在除董事

长家族身份外其他公司特征的差异我们以各财务

决策模型中的控制变量作为配对变量当然我们

也考虑年度和行业的影响在主检验中我们采用

1∶2的最近邻匹配方法构建实验组和控制组样本

同时为保证检验结果的稳健性我们还采用了 1∶1或 1∶3最近邻匹配核匹配半径匹配及重复抽样

等多种配对方法(Bae et al2011Jameson et al2014)

表 7报告了倾向得分匹配方法的检验结果由

表 7 倾向得分匹配(PSM)结果

注分别表示在 1510水平上显著括号中的数值为 t值在重复抽样检验中括号中的数值为 z值

Panel A最近邻匹配(12)Variable

Invt

Patent_AP

Patent_GR

Leverage

Debt

Cash

Divdum

Divearn

Panel B其他配对方法Variable

Invt

Patent_AP

Patent_GR

Leverage

Debt

Cash

Divdum

Divearn

SampleUnmatchedMatched

UnmatchedMatched

UnmatchedMatched

UnmatchedMatched

UnmatchedMatched

UnmatchedMatched

UnmatchedMatched

UnmatchedMatched11匹配-0016(-1038)

-0316(-1088)

-0410(-1071)0077(812)

0006(327)0012(132)

-0120(-1192)

-0048(-910)

NF_Chair=10054005406190619099409940570057000570057025902590399039901430143

13匹配-0015(-611)

-0206(-432)

-0232(-370)

0054(468)

0008(322)0023(176)

-0082(-547)

-0033(-393)

NF_Chair=00081006814420802214112120387051700400051038102360714047802680173核匹配

-0015(-728)

-0219(-512)

-0245(-442)

0055(520)

0008(354)0025(194)

-0091(-708)

-0035(-480)

Difference-0027-0014-0823-0183-1147-02180183005300170007-01220023

-0316-0079-0125-003半径匹配-0018(-643)

-0257(-411)

-0332(-406)

0052(483)

0009(308)0020(126)

-0107(-629)

-0042(-427)

T-stat-1442-565-2146-370-2325-3322402441966254

-1064178

-2923-506-1894-336

重复抽样-0014(-485)

-0183(-508)

-0218(-365)053(342)

0007(227)

0023(244)

-0079(-579)

-0030(-369)

控股家族的ldquo垂帘听政rdquo与公司财务决策

中国上市公司研究

-- 136

《管理世界》(月刊)2017年第 3期

Panel A可知非家族成员董事长与家族成员董事

长企业的投资融资股利政策不仅在配对前明显

不同在控制公司除董事长家族属性外的其他特征

差异后该差异仍然显著存在且与前文实证回归

结果一致具体而言与由实际控制人家族担任董

事长的企业相比非家族成员担任董事长的企业的

资本支出较少以专利申请专利授权量衡量的创

新产出水平较低负债比例较高债务期限结构较

长现金持有较多股利支付的意愿股利支付率均

较低Panel B列示了采用其他配对方法的财务决

策差异检验结果结论与 Panel A 一致在此不再

赘述

2工具变量法

为解决董事长任命与财务决策之间的内生性

问题我们还使用工具变量法检验两者的关系

由于本文的内生变量 NF_Chair 为二元变量我们

采用扩展的 Heckman 两阶段模型即处理效应模型

(Treatment Effect Model)进 行 检 验(Heckman1979)依据本文的研究问题有效的工具变量需

满足两个条件(1)工具变量与上市公司家族董事

长的任命相关即相关性(2)工具变

量与公司财务决策无关只能通过上

市公司董事长的家族性质影响公司

的财务决策即外生性本文采用各

省的无偿献血率及婚姻状况作为上

市公司董事长是否为家族成员的工

具变量104877810486491048663

控股家族是否担任上市公司董事

长受家族拥有的社会资本和家族关系

的影响当控股家族的社会资本越

高如拥有政治关联行业商会身份

等家族为上市公司带来的资源越多

收益越高相比非家族董事长由家族

成员延续公司经营管理更有利于保

存发挥家族社会资本的作用(Xu etal2015)即控股家族拥有的社会

资本越多任用家族董事长的可能性

越高由于无偿献血率反映了地区的

社会资本水平(Guiso et al2004)对

上市公司董事长的选择产生作用而

无偿献血率又不受公司财务决策的影

响(潘越等2009)因此无偿献血率(VBD)是董事

长家族性质的有效工具变量各省的无偿献血数

据来源自卫生部官方网站104877810486491048664家族观念的强弱也会

影响控股家族成员担任上市公司董事长的意愿

当控股家族关系越紧密时家族凝聚力越强由家

族成员担任家族企业董事长的可能性越高地区

水平的婚姻状况反映了人们对家族关系的态度

(Chahine and Goergen2013)从而影响了家族企业

董事长的选择同时地区水平的婚姻状况与上市

公司财务决策也不存在相关关系因此我们选用

地区婚姻状况(Marriage)作为董事长家族性质的工

具变量具体地我们以地区每万人登记结婚件数

与离婚办理件数的自然对数之差衡量地区的家庭

关系强度该数值越大表明地区家庭关系越紧

密地区婚姻状况数据来源于各年《中国民政统计

年鉴》我们预期当地区无偿献血率越高家族关

系越紧密控股家族担任董事长的可能性越高非

家族董事长概率越低即 VBD 和 Marriage 均与

NF_Chair负相关

表 8列示了工具变量法的回归结果在第一阶

表 8 Heckman两阶段回归结果

注分别表示在 1510水平上显著括号中的数值为 t值所有检验的标准误差均经过异方差和企业层面的聚类调整

NF_Chair

Lambda

Size

BM

Leverage

ROA

ROE

Fage

TOP1

TOP25

Institution

Intercept

工具变量

VBD

Marriage

ControlsIndustryYearN

Adj R2

(1)Invt

-0061(-277)0027(208)0001(074)

-0034(-430)-0004(-117)

-0018(-417)

0000(281)

0000(207)

0001(707)

0143(385)

-0275(-213)

-0319(-711)控制控制控制84380175

(2)Patent_AP-1405(-354)

0675(291)

0222(526)

-0464(-222)-0027(-032)0501(188)

-0254(-346)0001(041)-0001(-019)

0023(454)

-4034(-457)

-0301(-236)

-0333(-756)控制控制控制67350347

(3)Patent_GR-1983(-383)

0984(327)

0200(376)-0114(-043)-0132(-124)-0102(-029)

-0327(-356)-0004(-116)-0006(-139)

0031(446)

-3446(-306)

-0301(-236)

-0333(-756)控制控制控制67350445

(4)Leverage0067(076)-0014(-028)

0061(690)

-0319(-765)

-1660(-1193)

0089(563)-0000(-010)-0001(-128)

-0002(-205)

-0780(-397)

-0315(-248)

-0316(-719)控制控制控制94840346

(5)Debt

-0018(-085)0016(133)

0026(1565)-0009(-094)

-0084(-429)

0017(530)-0000(-087)

-0000(-243)0000(121)

-0539(-1347)-0315(-248)

-0316(-719)控制控制控制94830300

(6)Cash

0624(488)

-0353(-463)

-0062(-612)

0222(480)

-0285(-909)

-0020(-093)

-0083(-397)

0003(501)

0005(585)

-0003(-244)

0728(296)-0206(-159)

-0329(-727)控制控制控制86430352

(7)Divdum

-1399(-316)0607(236)

0406(1069)

0513(297)

-2152(-1351)

2597(1203)

-0190(-255)0002(088)0002(057)

0028(623)

-9321(-957)

-0301(-236)

-0326(-743)控制控制控制95070346

(8)Divearn-0151(-225)0066(170)0007(118)

0095(329)

-0062(-436)

0057(547)

-0021(-189)

0001(286)

0001(204)0000(024)

-0242(-187)

-0301(-236)

-0326(-743)控制控制控制95070174

-- 137

段 回 归 中 我 们 以 董 事 长 是 否 为 非 家 族 成 员

(NF_Chair)作为因变量对工具变量及主检验模型中

的控制变量进行 Probit回归受篇幅限制我们仅报

告了工具变量的回归结果由表 8可知VBD与Mar

riage的系数均为显著为负与预期相符说明无偿献

血率和地区婚姻状况是董事长家族性质的有效工具

变量在第二阶段中我们将第一阶段 Probit回归得

到的逆米尔斯比率(Lambda)加入到主检验模型中并

考察董事长性质对公司财务决策的影响我们发现

Lambda的系数在除资本结构外的所有模型中均十分

显著这就表明我们在分析董事长性质与财务决策的

关系时考虑内生性问题的必要性同时除负债率和

期限结构模型中NF_Chair系数的显著性有所下降外

NF_Chair的系数均至少在 5水平显著系数符号也

与主检验的回归结果一致表明控股家族是否担任董

事长显著影响了上市公司的财务决策选择

综合倾向得分匹配法与工具变量法的实证结果

表明在控制了潜在的内生性问题后董事长性质与

公司财务决策的关系不变也即我们的结论具有稳健

性非家族董事长企业与家族董事长企业之间的财务

决策存在显著差异具体而言相比家族董事长企

业非家族董事长企业的投资创新较少负债率较

高债务期限结构较长现金持有较多股利支付意

愿支付率均较低

五进一步研究控股家族ldquo垂帘听

政rdquo对公司治理及公司绩效的影响

本文以上研究发现可以被解释为控股家族的财

务保守行为(除负债率高这一结果之外)而不是我们

分析的因为家族声誉与上市公司声誉的分离使得控

股家族有更强的掏空动机所致在此部分为验证控

股家族ldquo垂帘听政rdquo对家族企业财务行为的影响主要

服务于控股家族的私有利益我们检验了控股家族

ldquo垂帘听政rdquo对公司代理问题产生的影响首先我们

考察了当实际控制人家族成员不担任董事长时控股

股东是否有更多的剥夺中小股东利益的行为其次

我们检验了控股股东较强的掏空动机是否会影响上

市公司的第一类代理问题并以此说明控股股东是否

会与管理层合谋来实现其ldquo隧道rdquo行为此外我们还

检验了董事长的家族身份对公司绩效的影响为控股

家族ldquo垂帘听政rdquo对公司所产生的不良经济后果提供

进一步的证据支持

(一)非家族成员董事长与控股股东私利

行为

为验证非家族董事长公司是否比家族董事

长公司存在更严重的控股股东代理问题借鉴已

有研究我们从两方面衡量控股股东的私利行

为资金占用程度(OREC)即其他应收款净额除

以总资产(Jiang et al2010Liu et al2015Xuet al2015)关联交易情况包括上市公司总关

联交易额占总资产的比例(RPT)关联交易次数

的自然对数 104877810486491048665(NRPT)(Cheung et al2006Jianand Wong2010Peng et al2011Liu et al2015)在检验控股股东掏空行为的模型中除

关键变量 NF_Chair外我们控制了公司规模资

产负债率资产收益率总资产的账市比公司年

龄第一大股东持股比例等公司特征变量及行

业年度固定效应回归结果如表 9所示

列(1)~(3)的结果表明NF_Chair的系数均

显著为正即相对于由实际控制人家族担任董事

长的企业非家族成员担任董事长的公司中控股

表 9 控股股东的私利行为

注分别表示在 1510水平上显著括号中的数值为 t值所有检验的标准误差均经过异方差和企业层面的聚类调整

NF_Chair

Size

Leverage

ROA

BM

Fage

TOP1

TOP25

PPE

Bsize

Independence

Institution

Intercept

IndustryYearN

Adj R2

(1)OREC

0008(290)

-0006(-347)

0052(574)

-0191(-800)

-0031(-449)

0008(463)0000(009)

0000(217)

-0069(-662)-0001(-136)-0024(-119)

-0000(-268)

0281(671)控制控制94720370

(2)RPT

0043(260)0007(069)

0387(725)-0039(-030)

-0123(-287)0039(228)

0002(333)-0001(-089)0016(029)0002(059)-0013(-011)-0002(-191)-0256(-125)控制控制94720139

(3)NRPT0073(168)

0513(2150)

0639(941)-0174(-085)-0111(-101)0063(152)0003(169)

-0008(-476)

0537(390)0019(152)-0379(-111)0001(043)

-9705(-1831)控制控制94720329

(4)RPT_limit0042(256)0007(073)

0388(736)-0028(-022)

-0117(-276)0038(225)

0002(322)-0001(-096)0017(032)0003(063)-0013(-011)-0002(-188)-0293(-143)控制控制94720140

(5)NRPT_limit

0086(191)

0531(2153)

0702(982)-0219(-103)-0082(-071)0080(187)0002(138)

-0009(-508)

0568(404)0016(125)-0421(-120)0001(048)

-10218(-1824)控制控制94720333

控股家族的ldquo垂帘听政rdquo与公司财务决策

中国上市公司研究

-- 138

《管理世界》(月刊)2017年第 3期

股东与中小股东的利益冲突更加严重控股股东侵

占上市公司资金通过关联交易转移公司资源的私

利行为更多当实际控制人或其家族成员不担任

董事长时家族与上市公司的关系较为松散家族

声誉与上市公司声誉的分离导致控股股东的掏空

动机增加一方面为满足其掏空需求控股股东

倾向于将更多的资源保留在公司内部如减少长期

投资提高负债比率延长债务期限持有更多的现

金减少发放股利等另一方面控股股东的机会主

义行为也减少了可用于投资创新活动的资金从

而导致非家族董事长企业的资本支出和专利数量

均较少另外由于部分关联交易可能是公司经营

所需或是服务于公司发展目标而进行的正常交易

活动借鉴姜付秀等(2015)我们在剔除部分可能

存在噪音的关联交易类别后重新检验了董事长性

质 与 关 联 交 易 额(RPT_limit)关 联 交 易 次 数

(NRPT_limit)的关系104877810486491048666列(4)和列(5)报告了该部

分的回归结果与以总关联交易作为被解释变量

的回归模型检验结果一致NF_Chair的系数均显著

为正即相比家族董事长企业非家族董事长企业

与其关联公司有更多的非正常交易潜在的控股股

东私利行为更加严重

(二)非家族成员董事长与管理层代理问题

尽管股东与经理人之间的利益冲突在股权高

度集中的家族企业中较不突出然而在控股股东

不同的掏空动机下家族与非家族董事长企业中的

第一类代理问题可能存在差别当上市公司董事

长由非家族成员担任时控股家族具有较强的攫取

控制权私利的动机而大股东的掏空行为将影响公

司的业绩在以业绩为参照的薪酬体制下大股东

的私利行为将受到管理层的抵制(Wang and Xiao2011)同时因大股东的掏空行为引致的公司负

面报道或业绩不善将损害管理层的声誉(Dyck etal2008)基于自身社会声誉及职业生涯的考虑

管理层将倾向于不配合控股股东的掏空决策因

此为更易实施其机会主义行为疏通其转移资源

的ldquo隧道rdquo控股股东可能会采取联合管理层的方式

侵占中小股东的利益(Burkart et al2003)如降低

薪酬业绩敏感性和离职业绩敏感性增加在职消费

等(苏冬蔚熊家财2013)也即相比于家族董事

长企业非家族董事长公司的控股股东可能会增加

对管理层的激励包括削弱管理层薪酬与业绩的关

联度提高管理层的职位稳定性允许更高的在职

消费等弥补管理层可能的声誉损失

同时由于实际控制人通过任命管理层能够轻

易地获取私利(唐跃军左晶晶2014)中国家族企

业的董事长常与控股股东存在关联(La Porta et al1999Mullins and Schoar2016)董事长的这一特征

为控股家族实现与管理层的合谋提供了可能另

外当上市公司具有较严重的第二类代理问题时

公司的绩效不能很好地反映管理层的努力程度和

能力水平由于缺乏明确的评价管理层表现的标

准管理层的薪酬任职与业绩的关系也较弱(Caoet al2011Wang and Xiao2011)对此我们检验

了董事长性质与管理层薪酬-业绩敏感性离职-业绩敏感性之间的关系即家族与上市公司声誉的分

离在提高控股股东私利行为的同时是否也会恶化

家族企业内的第一类代理问题

表 10列(1)~(3)分别报告了高管董事管理

层薪酬mdash业绩敏感性的回归结果在实证模型中

我们分别采用薪酬最高的前 3名高管董事董监高

的平均薪酬的自然对数作为因变量并控制了高

管董事会管理层的持股比例以及如公司规模等

公司特征变量由表 10 可知检验的关键变量

NF_Chair与 ROA的交叉项在所有薪酬模型中均显

著为负表明相比于家族董事长企业由非家族成

员担任董事长的家族企业中管理层的薪酬mdash业绩

敏感性较低其次我们考察了两类企业中 CEO

董事长的离职mdash业绩敏感性的差异在列(4)和列

(5)显示的 Probit 回归模型中被解释变量分别为

CEO或董事长是否发生变更的哑变量控制变量除

公司规模等特征变量外还包括 CEO或董事长的学

历年龄及任期等可以看出核心变量 NF_Chair

与ROA的交叉项在变更模型中均为正且在 1水平

上显著这就说明在非家族董事长企业中CEO和

董事长因公司业绩表现不佳而发生更替的可能性

较小其离职mdash业绩敏感性比家族董事长企业显著

较低在剔除了董事长与 CEOldquo二职合一rdquo的样本

后回归结果保持不变最后我们也检验了董事

长的家族性质与管理层在职消费之间的关系其中

管理层的在职消费情况用企业支付其他与经营活

动有关的现金与总资产的比例管理费用与总资产

-- 139

的比例进行衡量如列(6)和列(7)所示NF_Chair

的系数显著为正说明与家族董事长企业相比非

家族董事长企业中管理层的在职消费更高以上

结果表明在实际控制人家族不担任上市公司董事

长的家族企业中不仅控股股东具有较多的掏空行

为经理人的代理问题也更加严重即家族声誉与

上市公司声誉的分离恶化了上市公司的治理水平

管理层可能与控股股东合谋而为其机会主义行为

提供便利

(三)非家族成员董事长与公司绩效

与董事长性质相对应的公司的财务决策一方

面可能是实际控制人攫取其个人私利的手段从而

损害了公司的业绩表现另一方面家族与非家族

董事长企业财务决策的差异可能适应了公司发展

需要对公司有利因此考察控股家族是否担任

董事长对上市公司绩效的影响将有助于我们更好

地判别上市公司财务决策背后的动机为检验董

事长的家族身份对业绩的影响我们从 3个方面衡

量公司的会计绩效包括资产收益率(ROA)权益

收益率(ROE)销售利润率(ROS)另外由于中国

企业很少破产我们也将企业是否被证监会ldquoSTrdquo或ldquoPTrdquo视为经营不善的极端情况采用以公司股票是

否被特殊处理的二元变量(ST)作为因变量的Probit

模型比较了家族与非家族董事长企业在绩效表现

上 的 差 异 除 董 事 长 是 否 为 非 家 族 成 员

(NF_Chair)这一关键变量外我们在实证模型中也

控制了可能影响公司绩效的因素如公

司规模负债率等公司特征变量及董事

会规模独立董事占比等公司治理变

量实证结果如表 11所示

表 11 列示了董事长的家族身份与

公司绩效的关系的检验结果由列(1)~(3)可以看出NF_Chair 的系数均显著

为负说明与由实际控制人家族成员担

表 11 公司绩效

注分别表示在 1510水平上显著括号中的数值为 t值所有检验的标准误差均经过异方差和企业层面的聚类调整

NF_Chair

Size

Leverage

BM

PPE

Invt

Fage

TOP1

TOP25

Institution

Bsize

Independence

Intercept

IndustryYearN

Adj R2

(1)ROA

-0011(-438)

0020(1276)

-0102(-1368)

-0081(-1313)

-0043(-464)

0043(284)0003(132)

0001(841)

0001(557)

0001(595)

0002(225)-0007(-034)

-0319(-827)控制控制85960326

(2)ROE

-0018(-281)

0033(1065)

0033(310)

-0182(-1307)

-0076(-306)0051(123)0002(037)

0002(1018)

0002(823)

0002(453)-0001(-027)-0041(-075)

-0555(-782)控制控制85960068

(3)ROS

-0031(-247)

0067(961)

-0470(-1166)

-0099(-386)-0084(-193)0158(213)0014(174)

0001(397)

0001(241)

0002(218)0005(122)0021(020)

-1411(-334)控制控制85770228

(4)ST

0294(362)

-0624(-1027)1597(800)0279(108)

0606(199)

-4419(-384)

0538(453)-0001(-019)-0005(-122)

-0019(-252)0024(096)0758(101)

5425(436)控制控制85810477

表 10 薪酬及离职业绩敏感性在职消费

注Ownership在列(1)~(3)中分别为高管董事管理层的持股比例Education与 Tenure分别表示 CEO或董事长的学历任期Duality表示董事长与 CEO是否二职合一若董事长与 CEO为同一人则取值为 1否则为 0在列(4)和(5)中公司绩效 ROA为上一期的资产收益率在列(6)和(7)中PPE为固定资产与存货净额之和除以总资产分别表示在 1510水平上显著括号中的数值为 t值所有检验的标准误差均经过异方差和企业层面的聚类调整

NF_Chair

NF_ChairtimesROA

ROA

Size

Fage

TOP1

TOP25

Institution

Leverage

BM

PPE

Bsize

Independence

Ownership

Education

Age

Tenure

Duality

InterceptIndustryYearN

Adj R2

(1)Execomp-0023(-067)

-0773(-286)

1415(651)

0362(1902)0010(035)0001(132)

0006(426)

0006(269)

-0092(-184)

-0500(-613)-0126(-122)

0039(437)0396(156)

0185(247)

3186(673)控制控制90470479

(2)Dircomp-0061(-158)

-0828(-274)

1452(617)

0405(1973)-0026(-085)0001(047)

0004(278)0004(160)

-0120(-245)

-0549(-624)-0165(-152)

0060(631)0054(020)

0190(247)

2158(390)控制控制89600457

(3)Dsecomp-0001(-003)

-0767(-268)

1428(642)

0368(1961)0026(092)0002(144)

0006(441)

0006(234)

-0081(-166)

-0486(-605)-0050(-047)

0038(401)0321(128)0027(041)

3124(695)控制控制83900418

(4)CEO_change0142(384)

1637(410)

-2051(-633)

0068(324)0053(144)

-0003(-267)-0003(-183)-0004(-134)0038(075)

-0262(-251)-0056(-047)-0006(-054)0290(083)

-0035(-196)

0010(474)

-0249(-2146)

-0096(-269)

-1738(-228)控制控制82530183

(5)Chair_change0356(805)

1450(320)

-1507(-375)0068(257)

0251(452)

-0005(-346)

-0006(-287)-0004(-104)

0131(266)

-0428(-287)-0167(-106)

-0089(-401)-0002(-086)

-0160(-1465)

-0309(-551)

-5719(-998)控制控制83870231

(6)Fee_other0009(244)

-0011(-538)

0012(400)0000(035)-0000(-126)0000(154)

-0036(-367)0002(183)0055(190)

0245(557)控制控制97340129

(7)Fee_manage0006(432)

-0013(-1344)0004(337)

-0000(-255)-0000(-017)

0000(357)

0005(127)

0001(202)0008(059)

0268(1231)控制控制97330233

控股家族的ldquo垂帘听政rdquo与公司财务决策

中国上市公司研究

-- 140

《管理世界》(月刊)2017年第 3期

任董事长的公司相比非家族董事长企业的 ROA

ROEROS均较低列(4)报告了董事长的家族性

质 与 上 市 公 司 被 证 监 会ldquoSTrdquo的 概 率 的 关 系

NF_Chair的系数为正且在 1水平显著表明非家

族董事长公司比家族董事长公司更可能被ldquoSTrdquo即非家族董事长企业在出现亏损的情况下更不容易

扭亏为盈综合结果显示相比于家族董事长企

业非家族董事长公司的绩效较差即前文阐述的

家族与非家族董事长企业财务决策的差异更可能

是控股家族基于自利目标选择的结果服务于控股

股东侵占中小股东利益的动机为控股家族ldquo垂帘

听政rdquo扭曲了公司财务决策提供了进一步的证据

支持

六稳健性检验

为保证本文结论的可信性我们从以下几个方

面进行了稳健性检验包括

(1)参照冯旭南(2012)闵亦杰等(2016)我们

将最终控制人可追溯到自然人或家族且其控股比

例不少于 10的企业定义为家族企业并重新进行

以上检验结果支持前文结论当我们以 20作为

定义家族企业的临界点时结论保持不变

(2)参 照 王 化 成 等(2007)韩 亮 亮 和 李 凯

(2008)以及苏忠秦和黄登仕(2012)等我们在剔

除了 STPT类上市公司后对董事长性质与财务决

策的关系进行重新检验实证回归结果与前文基本

一致借鉴涂瑞和肖作平(2010)我们以剔除了资

产负债率大于 1的公司后的样本作为研究对象结

论与前文一致

(3)为消除行业影响我们以经过行业调整的

投资融资股利支付等各项财务决策变量作为解

释变量对研究假设进行了重新检验结果未有实

质性改变另外我们采用 Tobit模型对创新产出

股利支付关联交易与董事长的家族性质之间的关

系进行重新检验结论与主检验相同

(4)借鉴 Amore 等(2011)我们以董事长变更

作为外生事件采用 Difference-in-Difference(DID)方法检验董事长性质与财务决策的关系为检验

两者关系我们以控制家族不变而董事长发生变更

的企业变更前后各两年的样本作为研究对象其

中实验组为由家族董事长变更为非家族董事长的

企业对照组为董事长一直由控制家族担任的企

业在选择变更样本前我们要求样本企业在关键

变量上不存在数据缺失的情况研究发现DID检

验的实证结果与前文结论基本一致但关键变量系

数的显著性下降104877810486491048667

(5)控股家族尽管可能选择不做董事长但可

能派出家族成员担任 CEO这与本文所界定的ldquo垂

帘听政rdquo有所差异为进一步明确ldquo垂帘听政rdquo的含

义我们将控股家族完全放弃上市公司关键职位

(包括董事长和 CEO)的现象重新定义为ldquo垂帘听

政rdquo并重新检验ldquo垂帘听政rdquo对财务决策的影响结

论保持基本不变

限于篇幅我们没有在文中报告稳健性检验的

结果

七结论

基于诸多中国家族上市公司董事长由非家族

成员担任这一现象本文以 1999~2014年所有 A股

上市家族企业作为研究样本实证检验了董事长是

否为实际控制人家族成员对上市公司财务决策的

影响我们研究发现当家族企业的董事长由与实

际控制人无明确家族关系的人员担任时上市公司

的财务决策明显区别于家族成员担任董事长的企

业具体而言与家族董事长企业相比非家族董

事长企业的资本支出和创新产出较少负债比例较

高债务期限结构较长现金持有较多股利支付的

意愿股利支付率均较低同时非家族董事长企

业的绩效也较差被ldquoSTrdquo的可能性更高进一步的

检验表明在由非家族成员担任董事长的家族企业

中公司治理水平较低主要表现为较严重的控股

股东代理问题包括更多的关联交易和资金占用

等与此同时管理层的代理倾向也较高包括管

理层的薪酬mdash业绩敏感性离职mdash业绩敏感性较

低在职消费较多等综合实证结果表明当实际

控制人家族不担任公司董事长时家族与上市公司

声誉的分离增强了控股股东侵占中小股东利益的

动机公司财务决策成为服务控股股东掏空行为的

重要工具即新兴市场中的家族企业财务决策与控

股股东代理问题相关在考虑了潜在的董事长任

命与公司决策之间的内生性问题及一系列稳健性

检验后本文研究结论保持不变

-- 141

本文从非家族董事长的角度考察了控股家族

与上市公司之间的关系为家族与非家族参与公司

财务决策的差异提供了新的解释既补充了家族企

业财务决策领域的文献丰富了有关控股股东代理

问题的研究也为新兴市场中声誉如何发挥作用提

供了证据同时本文的研究结论也有助于投资者

进一步认识家族企业从表现上看引入职业经理

人固然可以降低控股家族对家族企业的控制提高

管理层的经营能力改善公司绩效然而与非家族

CEO非家族董事不同由家族放弃直接管理权引

入非家族董事长带来的可能是居于ldquo幕后rdquo的控股

股东更强的转移公司资源的动机恶化公司经营情

况因此在评价家族对上市公司可能的影响时

我们应具体分析家族涉入的方式及程度而进一步

结合控股家族的其他特征如家族内部结构股权变

动情况等进行分析也是我们后续研究努力的方向

(作者单位中国人民大学商学院责任编辑

尚增健)

注释

①Allen等(2005)针对中国家族企业创始人或高管的调查显示ldquo提升声誉rdquo是企业上市的重要原因之一而ldquo声誉损失rdquo则被视为是公司失败的主要风险

②以本文样本为参考中国上市家族企业中 CEO由非家族成员担任的比例约为 63这一比例也高于国外家族企业职业经理人的占比

③依据 2015年《中国家族企业传承报告》在其抽样调查的 839家家族控股企业中绝大多数企业仍由第一代创始人管控Xu等(2015)的研究也显示在 2003~2011年间仅有 20的上市家族企业的董事长或CEO由二代担任

④家族企业职业经理人与控制家族反目的事件屡见不鲜其中国美电器就是职业经理人与控制家族斗争的典型例子

⑤2015年《中国家族企业传承报告》显示约 74的企业主年龄介于 40~60 岁之间60 岁以上的家族企业主仅 8左右本文样本也表明实际控制人的平均年龄为 50岁左右

⑥对于控股家族退居ldquo幕后rdquo是否以及怎样影响了企业财务行为我们在后文进行了较为详细的分析

⑦在判定最终控制人时我们采用的上市公司职位级别排序的标准为董事长gtCEO或总经理gt董事gt其他

⑧对此变化的可能解释为 2008~2009年大量中小企业在创业板的上市而这些中小企业的管理权大多仍掌握在企业家或实际控制人手中在剔除中小板创业板公司样本后由非家族成员担任董事长的比例稳定在 42左右

⑨当我们采用以购建固定资产无形资产和其他长期资产支付的现金与处置固定资产无形资产和其他长期资产收回的现金之差除以期初的总资产来衡量公司资本支出水平时实证结果保持不变

⑩研发投入数据存在大量缺失且可能存在失真情况如为避免向竞争对手透露公司战略公司可能未真实披露其RampD数额

104877810486491048659当我们采用剔除了外观设计的专利总申请数授权数或采用 t+3期的专利申请授权数作为创新水平的代理变量

实证结果保持不变104877810486491048660在控制其他可能影响上市公司现金持有水平的因素后

我们发现非家族董事长企业比家族董事长企业的现金持有水平高

104877810486491048661由于篇幅限制此处未报告相关系数的检验结果104877810486491048662参考邓建平和曾勇(2005)考虑自由现金流影响的股利

支付模型我们对董事长性质与上市公司股利政策进行了重新检验结果保持不变

104877810486491048663当我们以上市公司所在地同行业中由非家族成员担任董事长的比例或上市公司所在地其他上市公司中非家族董事长比例作为工具变量时研究结论保持不变

104877810486491048664由于卫生部披露的各省份无偿献血情况仅有 2004年度及 2005年第一季度的数据且地区社会资本水平也较稳定我们以 2004年各省无偿献血率作为样本区间内地区社会资本水平的衡量指标

104877810486491048665参考魏明海等(2013)我们将上市公司的关联交易按交易方向区分为上市公司向关联方购买销售产品等的关联交易后对董事长性质与控股股东私利行为分别进行检验结论基本不变

104877810486491048666依照CSMAR数据库中对关联交易的分类及本文研究目标我们剔除了类别为ldquo合作项目rdquoldquo许可协议rdquoldquo研究与开发成果rdquoldquo关键管理人员报酬rdquo及ldquo其他事项rdquo的关联交易

104877810486491048667关键变量不显著的原因可能是样本数量太少尽管在不同的公司财务决策下满足筛选条件的样本数量不同但在实际控制人家族保持不变的情况下董事长由家族成员变更为非家族成员的变更事件至多 36起而董事长一直由实际控制人或其家族成员担任的变更事件则至多有 35起

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后rdquo时控股家族私利行为的隐蔽性增加了监管部

门及其他投资者的监督成本及难度家族受到的社

会关注度下降声誉机制的约束作用削弱同时

家族声誉不因公司经营不善而受损也促使控股家

族具有较强的剥削其他投资者的动机从而导致控

股股东可能利用上市公司的财务决策攫取家族私

利(冯旭南2012)即当控股家族退居ldquo幕后rdquo时

家族声誉与公司形象的分离将会降低家族声誉受

损的成本从而加剧了控股股东与中小股东的利益

冲突使得公司财务决策可能成为服务控股股东掏

空行为的手段因此由实际控制人家族担任董事

长的企业与非家族成员担任董事长的企业在财务

决策上将存在显著差异⑥

为检验董事长性质即董事长是否为实际控制

人或其家族成员对上市公司财务决策的影响本文

利用 1999~2014年所有A股上市家族企业作为研究

样本依据上市公司年报招股说明书新闻报道等

公开资料明确了董事长与实际控制人之间的家族

关系并以此考察由实际控制人家族成员担任董事

长的企业与非家族成员担任董事长企业在投资融

资股利政策方面的异同本文的实证研究发现

当家族企业的董事长由与实际控制人无明确家族

关系的人员担任时上市公司的财务决策显著区别

于家族成员担任董事长的企业具体而言与家族

董事长企业相比非家族董事长企业的资本支出和

创新产出较少负债比例较高债务期限结构较长

现金持有较多股利支付的意愿和股利支付率均较

低这一结论在控制了潜在的董事长任命与公司

决策之间的内生性问题及一系列稳健性检验后仍

保持不变尽管决定上市公司财务决策的因素有

很多如控股家族的风险规避态度等但这些结果

更可能是因为控股股东的代理问题所致

为验证控股家族ldquo垂帘听政rdquo对公司财务决策

的影响主要服务于控股股东的掏空动机我们检验

了由非家族成员担任董事长与家族成员担任董事

长的两类公司中第二类代理问题的差异实证检

验结果表明由非家族成员担任董事长的企业的关

联交易和资金占用比家族成员任董事长的企业多

第二类代理问题更为严重同时我们还检验了两

类公司在第一类代理问题上的差异我们发现在

非家族董事长企业中管理层的代理倾向也更高

表现为管理层的薪酬-业绩敏感性离职-业绩敏感

性均较低在职消费较多此外相比家族董事长

企业非家族董事长企业的绩效较差被ldquoSTrdquo的可

能性更高总而言之本文实证结果表明当实际

控制人家族退居ldquo幕后rdquo时上市公司的治理水平下

降控股股东掏空动机的增强显著影响了上市公司

的财务决策

本文的贡献主要体现在以下几个方面第一

本文从董事长这一新的视角考察了家族涉入对上

市公司财务行为的影响为家族涉入如何影响公司

财务决策提供了新的证据已有文献主要从 CEO视角研究家族成员涉入公司经营管理对企业行为

与绩效的影响如 Anderson 和 Reeb(2003)Anderson 等(2003)Maury(2006)Fahlenbrach(2009)

Isakov和Weisskopf(2014)蔡地等(2016)与以往

研究不同本文从董事长这一更为重要的对公司

决策影响更大的职位入手分析了家族成员担任董

事长与否对公司财务行为的影响

第二本文也丰富了有关家族企业控股股东代

理问题的相关研究已有文献主要从股权结构安

排视角研究控股家族通过控制权与现金流权的分

离实现侵占中小股东利益的动机导致上市公司

的研发投入较少(唐跃军左晶晶2014)资产负债

率较高(冯旭南2012)现金持有较多(韩忠雪崔

建伟2014Liu et al2015)股利支付较少(邓建

平曾勇2005王爱国宋理升2012)与之不同

-- 127

本文从控股家族对公司关键岗位的人员安排视角

研究了家族控股股东如何实现其控制权私有收益

的问题另外本文从家族董事长增加了控股家族

私利行为成本的角度进行研究也补充了有关控股

股东代理问题影响因素的文献

第三本文也补充了非正式制度对上市公司行

为影响的文献(Putnam1993Pamuk2000Guisoet al2004)已有研究指出声誉机制有效约束了

经理人的代理行为(Dyck et al2008Karpoff et al2008)在正式制度较差的情况下声誉机制可以替

代 其 发 挥 作 用(Allen et al2005叶 康 涛 等

2010)本文的研究结论支持了这一观点当上市

公司董事长不由实际控制家族成员担任时家族声

誉与公司声誉相分离控股股东因行为不当或公

司经营不善导致的声誉损失较小声誉机制对控股

股东的约束作用减弱因而其采用对其有利而牺牲

其他投资者利益的财务决策的可能性增加将控

股家族的声誉纳入家族企业分析框架有助于我们

更好地理解控股家族与上市公司的互动关系及公

司的各项财务决策

此外本文的研究结论也为资本市场上的投资

者审计师等中介机构上市公司的债权人等诸多利

益相关者提供重要的参考对于证监会证券交易所

等机构更好地履行监督职责也具有一定的启示意

义同时本文的研究结论也有助于我们更加理性

地看待家族企业中职业经理人的引进问题形式上

看尽管当前中国家族企业表现出较快的ldquo去家族

化rdquo进程其真实性合理性和有效性仍值得商榷

推进家族企业合理顺利地ldquo去家族化rdquo实现家族企

业的健康发展或许仍有较长的路要走

余文的内容安排如下第二部分回顾了家族企

业中家族管理与财务决策的相关文献并提出研究

假设第三部分阐述了本文的样本选择过程及主要

变量定义第四部分报告了主检验及内生性检验的

实证结果第五部分进一步检验了董事长性质对内

部公司治理及绩效的影响在第六部分我们进行了

一系列的稳健性检验第七部分为本文的研究结论

二文献回顾与假设提出

在家族企业中控股家族掌握着公司决策的最

高话语权(叶康涛等2010苏忠秦黄登仕2012)

占据核心地位由于控股家族具有足够的监督管

理层的动机和能力家族企业中股东与经理人代理

问题较不严重然而如Grossman和Hart(1988)指

出只要大股东未持有 100股份控股股东就有利

用其控制权地位获取控制权私有收益的可能

(Dyck and Zingales2004)从事掏空行为(Johnsonet al2000)如关联交易(魏明海等2013姜付秀

等2015Liu et al2015)资金占用(李增泉等

2004Jiang et al2010)等控股股东与外部投资者

之间的利益冲突成为家族上市公司的主要代理问

题(Shleifer and Vishny1997La Porta et al1999Claessens et al2002王明琳2006)众所周知中

国资本市场成立的时间较短相关法律法规并不完

善同时由于缺乏有效的约束机制如投资者保护

较弱控制权市场不活跃法律执行力较差控股家

族具有较强的侵占中小股东利益的动机代理问题

更加严重(唐宗明蒋位2002)

控股家族可通过设立金字塔结构实现控制权

与现金流权的分离强化家族对上市公司的控制

获取家族私利(La Porta et al1999Claessens etal2000苏启林朱文2003)已有研究表明当

控股家族的控制权与现金流权分离程度越高时中

小股东受剥削程度越严重公司业绩表现更差(LaPorta et al1999Claessens et al2000)另外公

司各项财务决策也受到控制权与现金流权分离的

影响为增加控股家族可侵占的资源两权分离度

较高企业的现金持有更多(韩忠雪崔建伟2014)

股利支付水平更低(邓建平曾勇2005王爱国宋

理升2012)负债比例更高(冯旭南2012)

家族管理是家族涉入企业的另一重要方式对

公司决策具有重要影响当家族成员担任上市公

司高管时股东与经理人之间的代理问题得到大大

缓解(Jensen and Meckling1976)此时公司的创

新水平较高(Fahlenbrach2009李婧等2010李婧贺小刚2011严若森叶云龙2014蔡地等

2016)支付的现金股利更多(魏志华等2012)然

而如前文所述第一类代理问题因集中的股权结

构而较不突出控股家族与外部投资者之间的利益

冲突才是家族企业的核心代理问题当家族成员

参与公司经营管理时控股家族侵害其他利益相关

者的能力增强除利用控制权优势决定公司政策

控股家族的ldquo垂帘听政rdquo与公司财务决策

中国上市公司研究

-- 128

《管理世界》(月刊)2017年第 3期

外控股家族还可直接通过管理层从事谋取家族私

利的行为如资金占用违规担保等违法违规行为

(郑杲娉2012)家族企业也可能因潜在较严重的

控股股东代理问题而受到阻碍如担保贷款较多

(陈德球等2013Pan and Tian2016)债务期限较

短(苏忠秦黄登仕2012)相反家族参与企业管

理也可能降低第二类代理问题如有二代参与的企

业的资金占用关联交易较少(Xu et al2015)尽

管家族管理使得控股家族具备较强的攫取私利的

能力控股家族是否实施掏空行为则取决于其对该

私利行为收益和成本的权衡然而在已有家族管

理对财务决策影响的文献中有关控股家族代理问

题的讨论却很少也未有涉及家族管理对控股家族

从事私利行为成本的影响另外已有的研究在探

讨家族管理对财务决策的影响时大部分只关注

CEO(李婧等2010李婧贺小刚2011)高管团队

(蔡地等2016)或将董事长与 CEO视为整体进行

讨论(魏志华等2012严若森叶云龙2014Panand Tian2016)而未区分不同家族管理涉入方式

的影响差异尤其是董事长这一重要职位

依据《中华人民共和国公司法》董事长是公司

的法人代表拥有法律赋予的最高权力在中国家

族企业中董事长往往由实际控制人指派与控股

家族有着显性或隐性的社会联系(Mullins and Schoar2016)因此无论董事长是家族成员还是非家

族成员其权力均在不同程度上受控股家族的约

束家族对公司决策有充分的影响力而集中的股

权结构及缺乏有效的公司治理机制也使得控股家

族在包括投资融资等方面具有绝对的主导权从

这一方面看我们认为在中国家族企业中上市公

司的财务决策首先服务于控股家族的目标其次才

是基于企业的发展需要做出战略选择因此在家

族企业中控股股东代理问题是核心代理问题(Shleifer and Vishny1997La Porta et al1999Claessens et al2002王明琳2006)控股股东侵占中小

股东动机的强弱将直接影响上市公司的财务决策

(Liu et al2015)

董事长是否由家族成员担任影响控股家族侵

害其他投资者的意愿已有研究表明声誉是一项

能够为企业家带来收益的无形资产(姜涛2010)

在中国商业经济发展中发挥重要作用(Allen et al

2005)良好的声誉有助于家族或企业获取ldquo关系

型rdquo借贷政治联系等声誉的损失则会给家族或企

业带来巨大的代价(叶康涛等2010)作为市场的

长期参与者控股家族高度重视家族声誉以及基于

此建立起来的社会关系(Park and Luo2001Anderson and Reeb2003Allen et al2005Xu et al2015)当控股家族成员担任董事长时家族的社

会嵌入度增加控股家族声誉及社会地位得以提

高但与此同时其私利行为也更易被投资者债权

人监管机构等发觉由于董事长企业家族 3者

声誉的绑定因控股家族私利行为导致的公司经营

不善对董事长能力的质疑也在一定程度上损害了

家族的声誉而当上市公司董事长由非家族成员

担任时由于实际控制人家族不通过担任公司法人

代表直接参与经营管理家族声誉与董事长公司

形象的分离降低了家族声誉受损的成本退居ldquo幕

后rdquo也增加了外部投资者的监督难度在这种情况

下控股家族通过ldquo隧道rdquo转移公司资源的动机增

强与中小股东的利益冲突加剧即与家族成员担

任董事长的企业相比非家族董事长企业的代理问

题将更加严重

基于以上分析我们预期家族董事长企业与

非家族董事长企业在投资融资现金持有股利分

配等财务决策方面将存在显著差异

投资决策是公司最重要的决策之一关乎企业

未来的生存和发展因此控股家族目标首先将影

响公司的长期投资决策控股家族往往将家族企

业视为一项家族资产(Casson1999)为实现家族财

富的世代传承家族企业的投资行为具有长期导向

(Le Breton-Miller and Miller2006)然而控股股

东自身的代理倾向则决定了上市公司进行长期投

资的意愿及多寡当控股家族具有较强的侵占外

部投资者动机时家族目标将变得较为短视控股

家族更愿意将资源控制在企业内部以方便其掏空

或投资于周期短风险低的项目进行长期投资的

动力较小同时控股家族通过ldquo隧道rdquo转移上市公

司资产的私利行为如关联交易资金占用等也进

一步减少了公司进行投资可使用的资源因此在

第二类代理问题较严重的公司中上市公司的长期

投资可能较少

在创新和研发方面由于研发兼具长期性高

-- 129

投入高风险的特点(Hirshleifer et al2012)相比

其他投资活动创新对公司经营的风险收益影响

更强(Kothari et al2002)恰如本文前面所分析

的当上市公司董事长由非家族成员担任时家族

声誉与公司形象的分离降低了家族声誉受损的成

本控股家族退居ldquo幕后rdquo的家族企业的代理问题更

加严重因此我们预期非家族成员董事长公司

的创新活动将相对较少

假设 1与由控股家族成员担任董事长的企业

相比非家族董事长企业的投资水平较低

控股股东代理问题也将影响上市公司的资本

结构选择由于负债的股权非稀释效应控股股东

在利用负债融资增加其可支配的资源的同时并未

增加其被收购或丧失家族控股地位的可能性因

此具有较强掏空动机的家族企业将倾向于进行更

高的债务融资(Du and Dai2005)在中国尽管存

在《破产法》但是由于对债权人权利的保护不力

控股家族并不必过于担心负债会导致企业陷入破

产境地(Jiang and Kim2015)债务融资可能成为

控股家族掏空的手段(金雪军张学勇2005戴璐

汤谷良2007孙健2008)无疑作为资本市场的

长期参与者控股家族关注家族声誉及与其他投资

者的关系(Anderson and Reeb2003)并趋于风险

规避(Shleifer and Vishny1986McConaughy et al2001)然而当实际控制人家族不担任上市公司

董事长而退居ldquo幕后rdquo时公司因高负债发生债务违

约财务困境甚至破产对家族声誉的损害较小非

家族董事长企业比家族董事长企业具有更强的债

务融资意愿

由于不同期限的债务对公司行为的影响不同

控股家族对长期短期负债的偏好也存在差异一

方面与长期债务相比短期债务较短的周转时间

及其定期的利息支出减少了公司内部可供控股股

东掠夺的资源财务困境和破产风险的增加也使得

控股家族不得不担心上市公司有价值的ldquo壳rdquo资源

的丢失而减少其掏空行为另一方面期限较短的

债务融资要求上市公司与资金供给方频繁签订合

约对上市公司的监督力度更强妨碍了控股股东

私人利益的攫取(苏忠秦黄登仕2012)相比于

短期负债控股股东更倾向于进行长期债务融资

尤其当控股股东具有较强的掏空动机时其长期债

务融资偏好更加显著因此由于家族与非家族董

事长企业的控股股东利用债务融资谋取私利的动

机存在差异其长期债务融资倾向也不同

假设 2a与由控股家族成员担任董事长的企业

相比非家族董事长企业的资产负债率更高

假设 2b与由控股家族成员担任董事长的企业

相比非家族董事长企业的长期负债率更高

就现金持有决策而言由于代理问题的存在

与非流动资产相比控股股东倾向于持有较多的流

动资产(Liu et al2015)而现金易转移成本低的

特点使其成为控股股东资源转移侵占的主要对象

(Myers and Rajan1998陈德球等2011)控股股

东既可通过直接的现金交易侵占上市公司资金也

可间接地将现金投资于对其有利的项目(Dittmaret al2003)因此当控股股东具有较强的剥夺中

小股东的欲望时上市公司将持有较多的现金以方

便其掏空行为当上市公司董事长由非家族成员

担任时家族与公司声誉相分离控股股东剥夺外

部投资者的动机增强进而促使非家族董事长企业

比家族董事长企业持有较多的现金

假设 3与由控股家族成员担任董事长的企业

相比非家族董事长企业的现金持有水平更高

股利作为利益分配的重要方式也受公司内部

代理冲突尤其是控股股东侵占动机的影响已有

研究表明在制度环境较好的情况下上市公司将

发放更多的股利(La Porta et al2000Faccio et al2001Allen et al2005)当控股股东的两权分离度

较高时上市公司则常常不发或少发股利(Faccioet al2001邓建平曾勇2005王化成等2007)

通过不发或少发股利控股股东将现金保留在公司

内部并利用ldquo隧道行为rdquo将现金占为己有上市公

司的股利支付意愿下降由于家族董事长企业与

非家族董事长企业具有不同程度的控股股东代理

问题两类公司的股利政策也将存在差异当然

控股股东采用缩减或不发股利这种侵占中小股东

利益的方式也存在成本包括声誉损失承担诉讼

风险等(Dyck and Zingales2004)尽管中国投资

者不存在明显的股利偏好但是近些年来我国媒

体对不发或少发股利的ldquo铁公鸡rdquo或ldquo微股利rdquo公司

的报道却屡见不鲜报道更是引发广泛热议(李小

荣罗进辉2015)由于此类报道负面新闻居多

控股家族的ldquo垂帘听政rdquo与公司财务决策

中国上市公司研究

-- 130

《管理世界》(月刊)2017年第 3期

媒体的ldquo关注rdquo不仅损害了公司的声誉也对管理层

尤其是董事长的形象造成了不良影响当上市公司

董事长由非家族成员担任时家族声誉不因较低的

股利支付问题而受损将会加强控股股东将原本作为

股利支出的现金占为己有的欲望即该类企业的股

利支付意愿和股利支付率都将会更低

假设 4与由控股家族成员担任董事长的企业相

比非家族董事长企业的股利支付率较低

三数据变量与描述性统计

(一)数据来源与样本选择

本文以 1999~2014 年所有的 A 股上市公司为初

始样本借鉴苏启林和朱文(2003)邓建平和曾勇

(2005)Maury(2006)许静静和吕长江(2011)等有

关家族企业的定义我们将符合以下条件的企业视

为家族企业(1)最终控制人能够追溯到自然人或家

族(2)最终控制人直接或间接是上市公司的第一大

股东我们首先从CSMAR数据库获取了上市公司实

际控制人的基本信息将其与年报一一进行校对并

确定唯一的最终控制人本文对家族企业最终控制

人的判定标准为(1)当仅有一名实际控制人时该

自然人为最终控制人(2)当存在多名无亲缘关系的

自然人股东时持股比例最高的自然人为最终控制

人(3)当实际控制人为家族且存在持股比其他家族

成员至少高 10的实际控制人时该成员为最终控

制人(4)当实际控制人为家族且家族成员持股均衡

时最终控制人为在上市公司任职且职位级别最高

的家族成员⑦

由于董事长的背景信息并非强制披露我们首先

根据上市公司年报招股说明书等对最终控制人与

董事长的关联关系进行了手工整理对于未明确说

明两者关系的公司我们进一步通过百度等途径网

络搜索相关信息最终确认实际控制人与董事长的

亲属关系鉴于研究惯例我们剔除了(1)最终控

制人为非自然人或家族(2)金融保险业公司(3)主要数据缺失的样本最终得到 9528个观测值样

本的年度行业分布详见表 1在本文中我们将与最终控制人有亲属关系的董

事长界定为家族董事长关系类型包括最终控制人

本人夫妻父子女母子女兄弟妹姐弟妹和其

他亲戚关系如叔侄等对于无法通过公开资料查询

到与最终控制人是否存在亲属关系的董事长我

们将其划分为非家族董事长在本文样本中尽

管由实际控制人家族成员担任董事长的样本占绝

大多数仍有 2611的家族企业选择聘用非家族

成员担任董事长从年度分布上看由非家族成

员担任董事长的比例在 2008年之前变化不大在

2008 年出现显著下降并随后稳定在 20左右⑧

在行业分布上由于制造业样本占总样本的比例

远超过其他行业为避免样本分布出现严重偏差

我们根据证监会二位行业代码进一步将其细分

由表 1可以看出家族与非家族董事长的行业分

布较不均匀例如在批发零售电力及综合类企

业中超过 40的家族企业样本聘用非家族成员担

任董事长而在电子行业中该比例仅为 1398

表 1 样本分布Panel A年度分布

年度1999200020012002200320042005200620072008200920102011201220132014合计

Panel B行业分布

行业农林牧渔业

采掘业食品饮料

纺织服装皮毛木材家具造纸印刷

石油化学塑胶塑料电子

金属非金属机械设备仪表医药生物制品其他制造业

电力煤气及水的生产和供应业建筑业

交通运输仓储业信息技术业

批发和零售贸易房地产业

社会服务业传播与文化产业

综合类合计

总样本N12187614221733836243051155063693412131346134813959528

非家族董事长N492959961511751931971701841992322362622922488

总样本N1949836546091221102060866919657481425319384972439501238743939528

33335000381641554424446748344488385530912893213119131753194420932611

非家族董事长N44341051351843280851534121793128453220419818455202032488

家族董事长N8947831211871872373143804527359811110108611037040

2268346928772935197819462745139822872097239321835283233238102099451036732311270351652611

家族董事长N150642603257317874052351615535691112514852768241317183541907040

66675000618458455576553351665512614569097107786980878247805679077389

7732653171237065802280547255860277137903760778174717766861907901549063277689729748357389

-- 131

这也说明了我们在实证分析中控制样本年度行业

的必要性

(二)变量定义

为检验董事长是否为家族成员对公司财务决

策的影响本文考察了上市家族企业的董事长是否

为控股家族成员与公司投资资本结构现金持有

以及股利政策的关系在投资决策方面借鉴 Anderson等(2012)我们着重检验了董事长的家族身

份对公司资本支出创新活动的影响与已有研究

一致(陈德球等2012Xu et al2013)我们采用购

建固定资产无形资产和其他长期资产支付的现金

与期初的总资产的比值作为公司资本支出的衡量

指标⑨由于研发投入数据的可得性问题⑩本文用

公司申请专利专利被国家知识产权局授权的情况

表示公司创新水平其中专利包括发明实用新型

及外观设计 3类创新作为一项长期的需要大量

资金投入的活动从研发投入到专利产出常存在时

间间隔因此在实证回归中我们用向后滞

后两期的专利数量来代表当期的研发水平104877810486491048659

(He and Tian2013Tan et al2015)衡量指

标包括专利申请数(Patent_AP)和专利授权

数(Patent_GR)在融资方面我们从公司的

资产负债率(Leverage)及债务的期限结构

(Debt)两方面考察了家族成员董事长企业与

非家族成员董事长企业在资本结构方面的差

异其中负债率与债务期限结构分别为总负

债长期负债与总资产的比值(Fan et al2011)为衡量上市公司的现金持有水平

(Cash)我们计算了上市公司拥有的现金及

其等价物与净资产的比值其中现金及其等

价物为货币资金交易性金融资产及短期投

资净额之和净资产为扣除货币资金等现金

及其等价物后的总资产对于上市公司的股

利政策我们采用两个指标进行衡量包括

是否支付现金股利的虚拟变量(Divdum)若

支付现金股利取值为 1否则为 0股利支付

率(Divearn)即每股现金股利除以每股净

利润

董事长的家族属性是本文的关键变量

我们用虚拟变量NF_Chair表示若上市公司

的董事长不由实际控制人本人或其家族成员

担任NF_Chair取值为 1否则为 0在各财务决策

模型中我们也控制了可能影响上市公司决策的因

素如公司规模(即总资产的自然对数)公司年龄

(为公司成立年限的自然对数)第一大股东持股比

例机构投资者持股比例等变量鉴于宏观因素和

行业特征等可能对公司的决策产生影响我们在模

型中也加入了年度行业的虚拟变量另外我们

对所有的连续变量在 1和 99分位数上进行Winsorize处理以消除极端值对实证结果的影响各主

要变量的定义参见表 2(三)描述性统计

表 3的 Panel A报告了基于总样本的描述性统

计结果在本文样本中由实际控制人家族成员担

任董事长的情况颇为常见(大部分为最终控制人亲

自担任董事长)只有 261的家族企业的董事长由

非家族成员担任然而对于这些平均仅成立 12年

的样本企业而言该比例显著高于基于国外一般家

表 2 主要变量的定义变量

NF_Chair

Invt

Patent_APPatent_GRLeverageDebt

Cash

DivdumDivearnROAROEROSST

ORECRPTNRPTExecompDircompDsecomp

CEO_changeChair_changeFee_other

Fee_manageSize

BM

FageTOP1TOP25

InstitutionBsize

IndependenceIndustryYear

含义及计算方法

非家族成员董事长虚拟变量若董事长不由实际控制人或其家族成员担任时取值为 1否则为 0资本支出额为购建固定资产无形资产和其他长期资产支付的现金除以期初总资产

专利申请数为发明实用新型外观设计申请数之和(加 1)的自然对数专利授权数为发明实用新型外观设计授权数之和(加 1)的自然对数资产负债率为总负债除以总资产负债期限结构为长期负债除以总资产

现金持有比例计算公式为(货币资金+交易性金融资产+短期投资净额)(总资产-货币资金-交易性金融资产-短期投资净额)

股利支付虚拟变量若公司发放现金股利为 1否则为 0股利支付率为每股现金股利除以每股净利润资产收益率为净利润除以总资产权益收益率为净利润除以权益销售利润率为净利润除以营业收入是否被 ST的虚拟变量若公司被ldquoSTrdquo或ldquoPTrdquo为 1否则为 0资金占用为其他应收款净额除以总资产关联交易额为上市公司关联交易额总资产关联交易次数为上市公司关联交易次数的自然对数高管薪酬为薪酬最高的前 3名高管平均薪酬的自然对数董事薪酬为薪酬最高的前 3名董事平均薪酬的自然对数管理层薪酬为薪酬最高的前 3名管理层平均薪酬的自然对数CEO变更虚拟变量若CEO发生变更为 1否则为 0董事长变更虚拟变量若董事长发生变更为 1否则为 0在职消费为支付其他与经营活动有关的现金除以总资产管理费用率为管理费用除以总资产公司规模为总资产的自然对数总资产账市比为考虑非流通因素的总资产账面价值除以总资产的市场价值其中总资产的市场价值=每股权益times非流通股股数+期末收盘价times流通股股数+负债账面价值)公司年龄为公司成立年限的自然对数第一大股东持股比例第二至第五大股东持股比例之和机构投资者持股比例董事会规模为董事会人数独立董事比例为独立董事人数除以董事会人数行业根据证监会行业代码分类共 21个行业哑变量年度样本区间为 1999~2014年共 14个年度哑变量

控股家族的ldquo垂帘听政rdquo与公司财务决策

中国上市公司研究

-- 132

《管理世界》(月刊)2017年第 3期

族企业发展演变过程中预期的职业经理人参与

率在投资方面样本企业 InvtPatent_APPat

ent_GR的均值分别为 00761204和 1808而在资

本结构方面Leverage和 Debt的均值分别为 437

45说明家族企业的平均负债水平较高其中短

期负债是企业负债的主要组成部分在现金持有

和股利政策上家族企业的平均现金持有水平为

425平均股利支付率为 235其中发放现金股

利的企业占总样本的 631从绩效情况看家族

企业在样本区间内平均的 ROAROEROS 分别为

37675样本企业的绩效表现与其他研究

使用的样本企业相近(Liu et al2015Xu et al2015)从公司股权结构情况看第一大股东持股

(3313)远高于第二至第五大股东的持股比例之

和(2043)作为国外公司股权结构与公司治理的

重要参与者机构投资者在中国家族企业中平均持

股仅为 445

为说明控股家族ldquo垂帘听政rdquo的影响我们进一

步比较了家族董事长企业与非家族董事长企业在

财务决策上的异同如 Panel B所示家族成员董

事长企业 InvtPatent_APPatent_GR的均值分别为

008414392136而非家族成员董事长公司的 In

vtPatent_APPatent_GR 的 均 值 分 别 为 005406120982这就说明由非家族成员担任董事长的

家族企业在资本支出研发方面均显著低于由实际

控制人或其家族成员担任董事长的企业在资本

结构方面非家族成员董事长企业的资产负债率和

长期负债率均显著高于家族成员董事长企业具

体地非家族成员董事长企业 LeverageDebt的均值

(中位数)分别为 0577(0506)0057(0009)而家

族成员董事长企业 Leverage和Debt的均值(中位数)

仅为 0388(0363)0040(0002)从现金持有和股

利方面看相比于由控制家族成员担任董事长的企

业非家族成员董事长企业平均而言更不倾向发放

现金股利股利支付更少其现金持有水平在均值

和中位数上也显著少于家族成员董事长企业104877810486491048660相

似地无论是 ROAROE还是 ROS非家族成员董事

长企业的业绩表现均显著差于由实际控制人家族

成员担任董事长的企业

另外我们也检验了变量之间的相关系数104877810486491048661

结果显示董事长是否为家族成员与各财务决策变

量的相关系数均在 1水平显著且未有任何控制

变量之间的相关系数的绝对值超过 07说明本文

的实证模型并不存在严重的多重共线性问题

四实证检验结果

在本部分我们实证检验了上市公司董事长的

家族身份对公司财务决策的影响包括资本性投资

与创新资本结构现金持有及股利政策等为控

制董事长任命与公司财务决策之间可能存在的内

生性问题我们采用倾向得分匹配法(PSM)及工具

变量法重新检验了董事长性质与各项财务决策的

关系

(一)投资决策

为检验家族与非家族董事长所在公司投资决

策的差异借鉴Guumlner等(2008)Xu等(2013)以及

Custoacutedio和Metzger(2014)我们采用以下实证模型

Invtt =α0 +α1 NF_Chairt +α2 Sizet-1 +α3 BMt-1

+α4 CFt+α5 Leveraget+α6 Faget +α7 TOP1t

+α8 TOP25t +α9 Institutiont +sumIndustry

+sumYear+ε (1)

表 3 主要变量的描述性统计Panel A总样本

VariableNF_Chair

InvtPatent_APPatent_GRLeverageDebtCash

DivdumDivearnROAROEROSSizeBMFageTOP1TOP25

InstitutionBsize

IndependencePanel B分组比较

VariableInvt

Patent_APPatent_GRLeverageDebtCash

DivdumDivearnROAROEROS

N95288646677367739528952895289528952895289528950695289528952895289528952894749471

非家族董事长N

24121924192424882488248824882488248824882473

Mean0054061209820577005702810396014200110048-0047

Mean02610076120418080437004504250631023500370067005021180060723623313020430445185360365

Median00280000000005060009015000000000002600580050

SD0439008214631892034300750598048302870079018503801011022505311434011600573215870058

家族董事长N

62344849484970407040704070407040704070407033

P250

0018000000000225000001070

00000016003200292053004422079225201129001227

0333

Mean00841439213603880040047607140268004600740083

Median00601099239803630002024910000209004700760087

Median0

0050000013860404000302151

01610042007200782109006272485299701933021529

0333Difference

Mean-0030-0827-115401890017-0195-0317-0126-0035-0026-0130

P751

0104239834340575006004711

03560070011601482178007852773423002851067789

0400

Median-0032-1099-239801430007-0099-1000-0209-0021-0018-0037

注分样本平均值差异检验为独立样本 t 检验中位数差异检验使用Wilcoxon检验分别表示在 1510水平上显著

-- 133

其中Invt为公司的资本支出NF_Chair为表征

董事长家族身份的虚拟变量若董事长为非家族成

员NF_Chair取值为 1否则为 0同时我们还控

制了以下因素的可能影响期初的公司规模(Sizet-

1)即期初的总资产的自然对数投资机会(BMt-1)

即期初的总资产账面价值与市场价值之比现金流

量(CFt)即 t期的经营活动产生的现金流量净额除

以期初的总资产其他控制变量包括总资产负债

率(Leverage)公司年龄(Fage)第一大股东持股比

例(TOP1)第二至第五大股东持股比例(TOP25)

机构投资者持股比例(Institution)行业(Industry)和

年度(Year)哑变量为保证研究结论的稳健性所

有检验的标准误差均经过异方差和企业层面的聚

类调整

由于创新活动具有时滞我们采用向后滞后两

期的专利数量衡量公司的创新能力(He and Tian2013Tan et al2015)检验董事长的家族性质对

创新活动影响的模型如下

Patentt+2 =α0 +α1 NF_Chairt +α2 Sizet +α3Leveraget

+α4 BMt +α5 ROAt +α6 Faget +α7 TOP1t +α8 TOP25t

+α9 Institutiont +α10 RampDt +α11PPEt +α12 Invtt

+sumIndustry+sumYear+ε (2)其中Patentt+2分别为专利申请数(Patent_APt+2)

专 利 授 权 数(Patent_GRt + 2) 借 鉴 Fahlenbrach(2009)Custoacutedio 和 Metzger(2014)我们控制了

ROA即资产收益率为净利润除以总资产RampD

即研发投入除以销售收入PPE即固定资产比例

为固定资产净额除以总资产其他控制变量定义

如表 2所示具体实证回归结果见表 4表 4列(1)报告了资本支出的检验结果其中

NF_Chair的系数为负且在 1水平上显著说明相

比于家族董事长企业由非家族成员担任董事长的

企业的资本支出水平显著更低表 4列(2)和(3)分别列示了董事长性质与上市公司专利申请数和

专利授权数的关系从中可以看出非家族董事长

企业与家族董事长企业在研发创新活动上存在明

显差异在所有回归中NF_Chair的系数均显著为

负即无论是在专利申请还是专利授权上非家族

董事长公司的专利产出均比家族董事长企业少创

新水平较低另外当我们以上市公司是否拥有专

利申请(Dum_APt+2)是否拥有专利授权(Dum_GRt+2)

作为公司创新活动强度的替代衡量指标时两类公

司创新水平的差异在以是否拥有专利的虚拟变量

作为被解释变量的模型中仍然存在结果如列(4)和(5)所示实证结果表明家族企业董事长的家

族身份显著影响公司的投资决策从而证明了本文

的假设 1(二)债务融资

为考察家族与非家族董事长企业在债务融资

决策方面的差异我们参考肖作平和廖理(2007)

韩亮亮和李凯(2008)姜付秀和黄继承(2013)以

及 Custoacutedio和Metzger(2014)的模型采用的实证模

型如下

Capitalt=β0 +β1NF_Chairt +β2Sizet +β3BMt

+β4ROAt +β5Faget +β6TOP1t +β7TOP25t

+β8 Institutiont +β9FCFt +β10PPEt +β11Depret

+sumIndustry+sumYear+ε (3)其中Capital 分别为资产负债率(Leverage)和

债务的期限结构(Debt)在控制变量中FCF为每

股自由现金流量即经营现金流量净额减去资本支

出的差除以总股数Depre为固定资产折旧除以总

表 4 投资决策

NF_Chair

Size

Leverage

BM

Fage

TOP1

TOP25

Institution

CF

ROA

RampD

PPE

Invt

Intercept

IndustryYearN

Adj R2

(1)Invt

-0016(-565)0002(122)

-0010(-359)

-0025(-367)

-0024(-728)

0000(469)

0001(475)

0001(696)

0096(773)

0070(212)控制控制84380174

(2)Patent_AP-0273(-415)

0232(546)-0121(-163)-0217(-115)

-0361(-564)0004(168)0005(166)

0021(425)

0970(435)-1007(-040)0224(114)0427(124)

-4647(-534)控制控制67350344

(3)Patent_GR-0333(-375)

0214(401)

-0269(-283)0245(101)

-0484(-603)0000(008)0001(039)

0028(414)

0581(201)-2691(-080)0402(161)

0875(205)

-4339(-395)控制控制67350442

(4)Dum_AP-0339(-405)

0166(322)

-0520(-246)0472(220)

-0488(-609)0003(097)0002(061)

0021(375)

2055(431)-1631(-061)0435(157)

0891(210)

-9045(-881)控制控制66930350

(5)Dum_GR-0238(-244)0116(199)

-0679(-336)

0758(308)

-0630(-568)0000(001)-0002(-061)

0026(373)

0503(126)-4252(-144)0586(202)

1363(278)

-8466(-754)控制控制66930406

注由于创新活动存在时间滞后性列(2)至列(5)的控制变量为 t期因变量则为 t+2 期分别表示在 1510水平上显著括号中的数值为 t值所有检验的标准误差均经过异方差和企业层面的聚类调整

控股家族的ldquo垂帘听政rdquo与公司财务决策

中国上市公司研究

-- 134

《管理世界》(月刊)2017年第 3期

资产其他控制变量定义如表 2 所示若

NF_Chair系数为正表明相比由实际控制人

家族成员担任董事长企业非家族董事长企业

更倾向于采用高负债特别是长期负债实证

检验结果如表 5所示

在表 5中我们提供了董事长性质与上市

公司资本结构关系的实证回归结果其中列

(1)和列(2)回归模型的被解释变量分别为资

产负债率和长期负债率我们发现NF_Chair

的系数在所有回归中均显著为正说明相比

于董事长由实际控制人家族成员担任的企业

非家族董事长企业的负债水平更高债务期限

结构更长也就是说当实际控制人家族不直

接与公司发生联系时控股股东倾向于进行更

多的债务融资尤其是长期债务融资该结果

支持了控股股东可能利用债务融资剥削外部

投资者的观点即在投资者保护较弱的情况

下负债的公司治理作用弱化债务融资成为

服务控股股东掏空行为的工具在非家族董

事长企业中家族与公司声誉的分离使得控股

股东与其他投资者的利益冲突加剧为满足其

私利行为控股股东利用非家族董事长的优势

通过债务融资增加其可控制的资源同时由

于上市公司负有长期债务的还款付息压力比

短期债务小财务困境和破产风险较低长期

负债更能为控股股东转移公司资源提供便利

非家族董事长企业也更偏好长期的债务融

资由此本文的假设 2a和 2b得以验证

(三)现金持有与股利支付

为考察董事长的家族身份对上市公司现金

持有政策的影响我们参考Opler等(1999)王

福胜和宋海旭(2012)以及姜彭等(2015)采

用以下模型检验家族与非家族董事长企业现

金持有水平的差异情况

Casht=γ0+γ1 NF_Chairt +γ2Sizet +γ3BMt

+γ4Divdumt +γ5ROEt +γ6Faget +γ7TOP1t

+γ8TOP25t +γ9Institutiont +γ10CFt +γ11Invtt

+γ12Leveraget +γ13Debtt +γ14Wcapitalt

+γ15Wcapitalt +sumIndustry+sumYear+ε (4)其中Cash为公司的现金持有水平CFIn

vt分别为经净资产调整的经营现金流量净额和

资本支出Wcapital为营运资本与现金及其等价物之差

除以净资产Wcapital为Wcapital的变化量其他控制

变量定义如表 2所示

另外借鉴雷光勇等(2015)和魏志华等(2012)104877810486491048662我

们检验了家族与非家族董事长企业在股利政策方面的

不同本文采用的股利支付模型如下

Dividendt=γ0+γ1NF_Chairt +γ2Sizet +γ3 Leveraget

+γ4BMt +γ5ROEt +γ6CFt +γ7Casht +γ8Invtt +γ9 Faget

+γ10PPEt +γ11TOP1t +γ12TOP25t +γ13Institutiont

+γ14SEOt+sumIndustry+sumYear+ε (5)其中Dividend分别为是否支付现金股利(Divdum)

股利支付率(Divearn)在控制变量中CFCashInvt分

别为经总资产调整的经营现金流量净额现金持有水平

和资本支出SEO为公司是否满足法定再融资条件的虚

拟变量若权益收益率介于[67]之间则 SEO取值为

1否则为 0其他控

制变量定义如表 2 所

示具体实证回归结

果见表 6表 6 报告了董事

长的家族身份对公司

表 5 资本结构

注分别表示在1510水平上显著括号中的数值为 t 值所有检验的标准误差均经过异方差和企业层面的聚类调整

NF_Chair

Size

BM

Fage

TOP1

TOP25

Institution

ROA

PPE

Depre

FCF

Intercept

IndustryYearN

Adj R2

(1)Leverage0043(279)

0061(682)

-0324(-867)

0091(756)-0000(-024)-0001(-156)

-0002(-201)

-1675(-1314)-0021(-023)2474(252)

-0025(-579)

-0768(-382)控制控制94840346

(2)Debt

0009(272)

0026(1568)-0003(-035)

0014(605)-0000(-033)-0000(-196)0000(111)

-0068(-512)

0111(708)

-0458(-350)

-0013(-978)

-0552(-1403)控制控制94830300

表 6 现金持有与股利支付

NF_Chair

Size

Leverage

BM

ROE

Fage

TOP1

TOP25

Institution

CF

Invt

Cash

PPE

SEO

Wcapital

Wcapital

Debt

Divdum

Intercept

IndustryYearN

Adj R2

(1)Cash0029(186)

-0072(-717)

-0237(-782)

0130(310)

-0035(-165)-0031(-167)

0002(348)

0003(419)-0001(-115)

1254(1194)

0523(577)

0237(409)0120(182)

-0211(-288)

0049(409)

1225(562)控制控制86430346

(2)Divdum

-0373(-631)

0417(1110)

-2228(-1441)0711(447)

2634(1237)

-0294(-497)0005(241)

0007(274)

0026(587)

1588(640)

1543(441)

0952(507)

-0419(-203)0149(220)

-9891(-1032)控制控制95070345

(3)Divearn

-0038(-378)0008(148)

-0075(-628)

0118(439)

0066(728)

-0032(-345)

0001(402)

0002(369)0000(005)

0202(516)0021(035)

0316(1075)

0099(304)0000(002)

-0313(-258)控制控制95070173

注分别表示在 1510水平上显著括号中的数值为 t值所有检验的标准误差均经过异方差和企业层面的聚类调整

-- 135

现金持有和股利政策影响的实证结果由表 6列

(1)可知NF_Chair的系数显著为正说明由非家族

成员担任董事长的企业的现金持有水平高于实际

控制人家族担任董事长的企业列(2)~(4)则报告

了董事长性质与上市公司股利支付的关系被解释

变量分别为是否支付股利股利支付率在这两

个模型中NF_Chair的系数均为负且至少在 1水

平上显著说明非家族董事长企业的支付股利意

愿股利支付率均明显比家族董事长企业低表 6的实证结果与非家族董事长企业控股股东代理问

题较严重的解释一致即当实际控制人或其家族成

员不担任董事长时控股股东侵占其他股东利益的

动机增强为方便其关联交易资金侵占等掏空行

为上市公司将持有更多的现金发放更少的股

利因此本文的假设 3和假设 4得以验证

以上分析表明家族企业董事长的家族性质显

著影响上市公司的财务决策具体地与家族董事

长企业相比非家族董事长企业的资本支出创新活

动较少债务融资较多债务期限结构较长现金持

有水平较高股利支付意愿水平均较低我们的实

证结果一致支持了家族声誉的解释即在由非家族

成员担任董事长的情况下家族与公司声誉的分离

导致控股家族具有较强的掠夺外部投资者的动机

从而促使其采取有利于其私有收益的财务决策

(四)内生性检验

在考察管理层的性质对上市公司的影响时已

有研究表明家族企业中管理层的任命与公司的表

现存在内生性问题(Bennedsen et al2007Cucculelli and Micucci2008Fahlenbrach2009)具体而

言当实际控制人家族预示到未来可能发生的业绩

下滑或经营不善时为保护家族声誉家族企业将

任命控制家族以外的职业经理人担任上市公司要

职如CEO等同样地家族企业董事长的任命与公

司财务决策之间也可能存在着内生性影响当公

司的财务决策可能导致更高的财务困境或经营困

难时实际控制家族参与企业管理的动机削弱在

处于不同生命周期阶段的家族企业中控股股东对

职业经理人的需求也存在差异为消除董事长性

质与公司财务决策之间的内生性问题我们采用倾

向得分匹配(Propensity Score MatchingPSM)法和

工具变量法对两者关系进行检验

1倾向得分匹配法

倾向得分匹配方法是解决潜在的内生性问题

的常用方法之一(Imbens and Wooldridge2009)

我们首先对董事长的家族性质与可能影响管理层

任命的因素进行 Probit回归计算样本企业的倾向

得分其次根据不同配对原则我们构建了与非家

族董事长企业具有相近特征的家族董事长企业控

制组样本通过比较这两组样本在公司行为上的

差异我们就可以清楚地看出董事长家族属性对财

务决策的影响为较好地控制样本企业在除董事

长家族身份外其他公司特征的差异我们以各财务

决策模型中的控制变量作为配对变量当然我们

也考虑年度和行业的影响在主检验中我们采用

1∶2的最近邻匹配方法构建实验组和控制组样本

同时为保证检验结果的稳健性我们还采用了 1∶1或 1∶3最近邻匹配核匹配半径匹配及重复抽样

等多种配对方法(Bae et al2011Jameson et al2014)

表 7报告了倾向得分匹配方法的检验结果由

表 7 倾向得分匹配(PSM)结果

注分别表示在 1510水平上显著括号中的数值为 t值在重复抽样检验中括号中的数值为 z值

Panel A最近邻匹配(12)Variable

Invt

Patent_AP

Patent_GR

Leverage

Debt

Cash

Divdum

Divearn

Panel B其他配对方法Variable

Invt

Patent_AP

Patent_GR

Leverage

Debt

Cash

Divdum

Divearn

SampleUnmatchedMatched

UnmatchedMatched

UnmatchedMatched

UnmatchedMatched

UnmatchedMatched

UnmatchedMatched

UnmatchedMatched

UnmatchedMatched11匹配-0016(-1038)

-0316(-1088)

-0410(-1071)0077(812)

0006(327)0012(132)

-0120(-1192)

-0048(-910)

NF_Chair=10054005406190619099409940570057000570057025902590399039901430143

13匹配-0015(-611)

-0206(-432)

-0232(-370)

0054(468)

0008(322)0023(176)

-0082(-547)

-0033(-393)

NF_Chair=00081006814420802214112120387051700400051038102360714047802680173核匹配

-0015(-728)

-0219(-512)

-0245(-442)

0055(520)

0008(354)0025(194)

-0091(-708)

-0035(-480)

Difference-0027-0014-0823-0183-1147-02180183005300170007-01220023

-0316-0079-0125-003半径匹配-0018(-643)

-0257(-411)

-0332(-406)

0052(483)

0009(308)0020(126)

-0107(-629)

-0042(-427)

T-stat-1442-565-2146-370-2325-3322402441966254

-1064178

-2923-506-1894-336

重复抽样-0014(-485)

-0183(-508)

-0218(-365)053(342)

0007(227)

0023(244)

-0079(-579)

-0030(-369)

控股家族的ldquo垂帘听政rdquo与公司财务决策

中国上市公司研究

-- 136

《管理世界》(月刊)2017年第 3期

Panel A可知非家族成员董事长与家族成员董事

长企业的投资融资股利政策不仅在配对前明显

不同在控制公司除董事长家族属性外的其他特征

差异后该差异仍然显著存在且与前文实证回归

结果一致具体而言与由实际控制人家族担任董

事长的企业相比非家族成员担任董事长的企业的

资本支出较少以专利申请专利授权量衡量的创

新产出水平较低负债比例较高债务期限结构较

长现金持有较多股利支付的意愿股利支付率均

较低Panel B列示了采用其他配对方法的财务决

策差异检验结果结论与 Panel A 一致在此不再

赘述

2工具变量法

为解决董事长任命与财务决策之间的内生性

问题我们还使用工具变量法检验两者的关系

由于本文的内生变量 NF_Chair 为二元变量我们

采用扩展的 Heckman 两阶段模型即处理效应模型

(Treatment Effect Model)进 行 检 验(Heckman1979)依据本文的研究问题有效的工具变量需

满足两个条件(1)工具变量与上市公司家族董事

长的任命相关即相关性(2)工具变

量与公司财务决策无关只能通过上

市公司董事长的家族性质影响公司

的财务决策即外生性本文采用各

省的无偿献血率及婚姻状况作为上

市公司董事长是否为家族成员的工

具变量104877810486491048663

控股家族是否担任上市公司董事

长受家族拥有的社会资本和家族关系

的影响当控股家族的社会资本越

高如拥有政治关联行业商会身份

等家族为上市公司带来的资源越多

收益越高相比非家族董事长由家族

成员延续公司经营管理更有利于保

存发挥家族社会资本的作用(Xu etal2015)即控股家族拥有的社会

资本越多任用家族董事长的可能性

越高由于无偿献血率反映了地区的

社会资本水平(Guiso et al2004)对

上市公司董事长的选择产生作用而

无偿献血率又不受公司财务决策的影

响(潘越等2009)因此无偿献血率(VBD)是董事

长家族性质的有效工具变量各省的无偿献血数

据来源自卫生部官方网站104877810486491048664家族观念的强弱也会

影响控股家族成员担任上市公司董事长的意愿

当控股家族关系越紧密时家族凝聚力越强由家

族成员担任家族企业董事长的可能性越高地区

水平的婚姻状况反映了人们对家族关系的态度

(Chahine and Goergen2013)从而影响了家族企业

董事长的选择同时地区水平的婚姻状况与上市

公司财务决策也不存在相关关系因此我们选用

地区婚姻状况(Marriage)作为董事长家族性质的工

具变量具体地我们以地区每万人登记结婚件数

与离婚办理件数的自然对数之差衡量地区的家庭

关系强度该数值越大表明地区家庭关系越紧

密地区婚姻状况数据来源于各年《中国民政统计

年鉴》我们预期当地区无偿献血率越高家族关

系越紧密控股家族担任董事长的可能性越高非

家族董事长概率越低即 VBD 和 Marriage 均与

NF_Chair负相关

表 8列示了工具变量法的回归结果在第一阶

表 8 Heckman两阶段回归结果

注分别表示在 1510水平上显著括号中的数值为 t值所有检验的标准误差均经过异方差和企业层面的聚类调整

NF_Chair

Lambda

Size

BM

Leverage

ROA

ROE

Fage

TOP1

TOP25

Institution

Intercept

工具变量

VBD

Marriage

ControlsIndustryYearN

Adj R2

(1)Invt

-0061(-277)0027(208)0001(074)

-0034(-430)-0004(-117)

-0018(-417)

0000(281)

0000(207)

0001(707)

0143(385)

-0275(-213)

-0319(-711)控制控制控制84380175

(2)Patent_AP-1405(-354)

0675(291)

0222(526)

-0464(-222)-0027(-032)0501(188)

-0254(-346)0001(041)-0001(-019)

0023(454)

-4034(-457)

-0301(-236)

-0333(-756)控制控制控制67350347

(3)Patent_GR-1983(-383)

0984(327)

0200(376)-0114(-043)-0132(-124)-0102(-029)

-0327(-356)-0004(-116)-0006(-139)

0031(446)

-3446(-306)

-0301(-236)

-0333(-756)控制控制控制67350445

(4)Leverage0067(076)-0014(-028)

0061(690)

-0319(-765)

-1660(-1193)

0089(563)-0000(-010)-0001(-128)

-0002(-205)

-0780(-397)

-0315(-248)

-0316(-719)控制控制控制94840346

(5)Debt

-0018(-085)0016(133)

0026(1565)-0009(-094)

-0084(-429)

0017(530)-0000(-087)

-0000(-243)0000(121)

-0539(-1347)-0315(-248)

-0316(-719)控制控制控制94830300

(6)Cash

0624(488)

-0353(-463)

-0062(-612)

0222(480)

-0285(-909)

-0020(-093)

-0083(-397)

0003(501)

0005(585)

-0003(-244)

0728(296)-0206(-159)

-0329(-727)控制控制控制86430352

(7)Divdum

-1399(-316)0607(236)

0406(1069)

0513(297)

-2152(-1351)

2597(1203)

-0190(-255)0002(088)0002(057)

0028(623)

-9321(-957)

-0301(-236)

-0326(-743)控制控制控制95070346

(8)Divearn-0151(-225)0066(170)0007(118)

0095(329)

-0062(-436)

0057(547)

-0021(-189)

0001(286)

0001(204)0000(024)

-0242(-187)

-0301(-236)

-0326(-743)控制控制控制95070174

-- 137

段 回 归 中 我 们 以 董 事 长 是 否 为 非 家 族 成 员

(NF_Chair)作为因变量对工具变量及主检验模型中

的控制变量进行 Probit回归受篇幅限制我们仅报

告了工具变量的回归结果由表 8可知VBD与Mar

riage的系数均为显著为负与预期相符说明无偿献

血率和地区婚姻状况是董事长家族性质的有效工具

变量在第二阶段中我们将第一阶段 Probit回归得

到的逆米尔斯比率(Lambda)加入到主检验模型中并

考察董事长性质对公司财务决策的影响我们发现

Lambda的系数在除资本结构外的所有模型中均十分

显著这就表明我们在分析董事长性质与财务决策的

关系时考虑内生性问题的必要性同时除负债率和

期限结构模型中NF_Chair系数的显著性有所下降外

NF_Chair的系数均至少在 5水平显著系数符号也

与主检验的回归结果一致表明控股家族是否担任董

事长显著影响了上市公司的财务决策选择

综合倾向得分匹配法与工具变量法的实证结果

表明在控制了潜在的内生性问题后董事长性质与

公司财务决策的关系不变也即我们的结论具有稳健

性非家族董事长企业与家族董事长企业之间的财务

决策存在显著差异具体而言相比家族董事长企

业非家族董事长企业的投资创新较少负债率较

高债务期限结构较长现金持有较多股利支付意

愿支付率均较低

五进一步研究控股家族ldquo垂帘听

政rdquo对公司治理及公司绩效的影响

本文以上研究发现可以被解释为控股家族的财

务保守行为(除负债率高这一结果之外)而不是我们

分析的因为家族声誉与上市公司声誉的分离使得控

股家族有更强的掏空动机所致在此部分为验证控

股家族ldquo垂帘听政rdquo对家族企业财务行为的影响主要

服务于控股家族的私有利益我们检验了控股家族

ldquo垂帘听政rdquo对公司代理问题产生的影响首先我们

考察了当实际控制人家族成员不担任董事长时控股

股东是否有更多的剥夺中小股东利益的行为其次

我们检验了控股股东较强的掏空动机是否会影响上

市公司的第一类代理问题并以此说明控股股东是否

会与管理层合谋来实现其ldquo隧道rdquo行为此外我们还

检验了董事长的家族身份对公司绩效的影响为控股

家族ldquo垂帘听政rdquo对公司所产生的不良经济后果提供

进一步的证据支持

(一)非家族成员董事长与控股股东私利

行为

为验证非家族董事长公司是否比家族董事

长公司存在更严重的控股股东代理问题借鉴已

有研究我们从两方面衡量控股股东的私利行

为资金占用程度(OREC)即其他应收款净额除

以总资产(Jiang et al2010Liu et al2015Xuet al2015)关联交易情况包括上市公司总关

联交易额占总资产的比例(RPT)关联交易次数

的自然对数 104877810486491048665(NRPT)(Cheung et al2006Jianand Wong2010Peng et al2011Liu et al2015)在检验控股股东掏空行为的模型中除

关键变量 NF_Chair外我们控制了公司规模资

产负债率资产收益率总资产的账市比公司年

龄第一大股东持股比例等公司特征变量及行

业年度固定效应回归结果如表 9所示

列(1)~(3)的结果表明NF_Chair的系数均

显著为正即相对于由实际控制人家族担任董事

长的企业非家族成员担任董事长的公司中控股

表 9 控股股东的私利行为

注分别表示在 1510水平上显著括号中的数值为 t值所有检验的标准误差均经过异方差和企业层面的聚类调整

NF_Chair

Size

Leverage

ROA

BM

Fage

TOP1

TOP25

PPE

Bsize

Independence

Institution

Intercept

IndustryYearN

Adj R2

(1)OREC

0008(290)

-0006(-347)

0052(574)

-0191(-800)

-0031(-449)

0008(463)0000(009)

0000(217)

-0069(-662)-0001(-136)-0024(-119)

-0000(-268)

0281(671)控制控制94720370

(2)RPT

0043(260)0007(069)

0387(725)-0039(-030)

-0123(-287)0039(228)

0002(333)-0001(-089)0016(029)0002(059)-0013(-011)-0002(-191)-0256(-125)控制控制94720139

(3)NRPT0073(168)

0513(2150)

0639(941)-0174(-085)-0111(-101)0063(152)0003(169)

-0008(-476)

0537(390)0019(152)-0379(-111)0001(043)

-9705(-1831)控制控制94720329

(4)RPT_limit0042(256)0007(073)

0388(736)-0028(-022)

-0117(-276)0038(225)

0002(322)-0001(-096)0017(032)0003(063)-0013(-011)-0002(-188)-0293(-143)控制控制94720140

(5)NRPT_limit

0086(191)

0531(2153)

0702(982)-0219(-103)-0082(-071)0080(187)0002(138)

-0009(-508)

0568(404)0016(125)-0421(-120)0001(048)

-10218(-1824)控制控制94720333

控股家族的ldquo垂帘听政rdquo与公司财务决策

中国上市公司研究

-- 138

《管理世界》(月刊)2017年第 3期

股东与中小股东的利益冲突更加严重控股股东侵

占上市公司资金通过关联交易转移公司资源的私

利行为更多当实际控制人或其家族成员不担任

董事长时家族与上市公司的关系较为松散家族

声誉与上市公司声誉的分离导致控股股东的掏空

动机增加一方面为满足其掏空需求控股股东

倾向于将更多的资源保留在公司内部如减少长期

投资提高负债比率延长债务期限持有更多的现

金减少发放股利等另一方面控股股东的机会主

义行为也减少了可用于投资创新活动的资金从

而导致非家族董事长企业的资本支出和专利数量

均较少另外由于部分关联交易可能是公司经营

所需或是服务于公司发展目标而进行的正常交易

活动借鉴姜付秀等(2015)我们在剔除部分可能

存在噪音的关联交易类别后重新检验了董事长性

质 与 关 联 交 易 额(RPT_limit)关 联 交 易 次 数

(NRPT_limit)的关系104877810486491048666列(4)和列(5)报告了该部

分的回归结果与以总关联交易作为被解释变量

的回归模型检验结果一致NF_Chair的系数均显著

为正即相比家族董事长企业非家族董事长企业

与其关联公司有更多的非正常交易潜在的控股股

东私利行为更加严重

(二)非家族成员董事长与管理层代理问题

尽管股东与经理人之间的利益冲突在股权高

度集中的家族企业中较不突出然而在控股股东

不同的掏空动机下家族与非家族董事长企业中的

第一类代理问题可能存在差别当上市公司董事

长由非家族成员担任时控股家族具有较强的攫取

控制权私利的动机而大股东的掏空行为将影响公

司的业绩在以业绩为参照的薪酬体制下大股东

的私利行为将受到管理层的抵制(Wang and Xiao2011)同时因大股东的掏空行为引致的公司负

面报道或业绩不善将损害管理层的声誉(Dyck etal2008)基于自身社会声誉及职业生涯的考虑

管理层将倾向于不配合控股股东的掏空决策因

此为更易实施其机会主义行为疏通其转移资源

的ldquo隧道rdquo控股股东可能会采取联合管理层的方式

侵占中小股东的利益(Burkart et al2003)如降低

薪酬业绩敏感性和离职业绩敏感性增加在职消费

等(苏冬蔚熊家财2013)也即相比于家族董事

长企业非家族董事长公司的控股股东可能会增加

对管理层的激励包括削弱管理层薪酬与业绩的关

联度提高管理层的职位稳定性允许更高的在职

消费等弥补管理层可能的声誉损失

同时由于实际控制人通过任命管理层能够轻

易地获取私利(唐跃军左晶晶2014)中国家族企

业的董事长常与控股股东存在关联(La Porta et al1999Mullins and Schoar2016)董事长的这一特征

为控股家族实现与管理层的合谋提供了可能另

外当上市公司具有较严重的第二类代理问题时

公司的绩效不能很好地反映管理层的努力程度和

能力水平由于缺乏明确的评价管理层表现的标

准管理层的薪酬任职与业绩的关系也较弱(Caoet al2011Wang and Xiao2011)对此我们检验

了董事长性质与管理层薪酬-业绩敏感性离职-业绩敏感性之间的关系即家族与上市公司声誉的分

离在提高控股股东私利行为的同时是否也会恶化

家族企业内的第一类代理问题

表 10列(1)~(3)分别报告了高管董事管理

层薪酬mdash业绩敏感性的回归结果在实证模型中

我们分别采用薪酬最高的前 3名高管董事董监高

的平均薪酬的自然对数作为因变量并控制了高

管董事会管理层的持股比例以及如公司规模等

公司特征变量由表 10 可知检验的关键变量

NF_Chair与 ROA的交叉项在所有薪酬模型中均显

著为负表明相比于家族董事长企业由非家族成

员担任董事长的家族企业中管理层的薪酬mdash业绩

敏感性较低其次我们考察了两类企业中 CEO

董事长的离职mdash业绩敏感性的差异在列(4)和列

(5)显示的 Probit 回归模型中被解释变量分别为

CEO或董事长是否发生变更的哑变量控制变量除

公司规模等特征变量外还包括 CEO或董事长的学

历年龄及任期等可以看出核心变量 NF_Chair

与ROA的交叉项在变更模型中均为正且在 1水平

上显著这就说明在非家族董事长企业中CEO和

董事长因公司业绩表现不佳而发生更替的可能性

较小其离职mdash业绩敏感性比家族董事长企业显著

较低在剔除了董事长与 CEOldquo二职合一rdquo的样本

后回归结果保持不变最后我们也检验了董事

长的家族性质与管理层在职消费之间的关系其中

管理层的在职消费情况用企业支付其他与经营活

动有关的现金与总资产的比例管理费用与总资产

-- 139

的比例进行衡量如列(6)和列(7)所示NF_Chair

的系数显著为正说明与家族董事长企业相比非

家族董事长企业中管理层的在职消费更高以上

结果表明在实际控制人家族不担任上市公司董事

长的家族企业中不仅控股股东具有较多的掏空行

为经理人的代理问题也更加严重即家族声誉与

上市公司声誉的分离恶化了上市公司的治理水平

管理层可能与控股股东合谋而为其机会主义行为

提供便利

(三)非家族成员董事长与公司绩效

与董事长性质相对应的公司的财务决策一方

面可能是实际控制人攫取其个人私利的手段从而

损害了公司的业绩表现另一方面家族与非家族

董事长企业财务决策的差异可能适应了公司发展

需要对公司有利因此考察控股家族是否担任

董事长对上市公司绩效的影响将有助于我们更好

地判别上市公司财务决策背后的动机为检验董

事长的家族身份对业绩的影响我们从 3个方面衡

量公司的会计绩效包括资产收益率(ROA)权益

收益率(ROE)销售利润率(ROS)另外由于中国

企业很少破产我们也将企业是否被证监会ldquoSTrdquo或ldquoPTrdquo视为经营不善的极端情况采用以公司股票是

否被特殊处理的二元变量(ST)作为因变量的Probit

模型比较了家族与非家族董事长企业在绩效表现

上 的 差 异 除 董 事 长 是 否 为 非 家 族 成 员

(NF_Chair)这一关键变量外我们在实证模型中也

控制了可能影响公司绩效的因素如公

司规模负债率等公司特征变量及董事

会规模独立董事占比等公司治理变

量实证结果如表 11所示

表 11 列示了董事长的家族身份与

公司绩效的关系的检验结果由列(1)~(3)可以看出NF_Chair 的系数均显著

为负说明与由实际控制人家族成员担

表 11 公司绩效

注分别表示在 1510水平上显著括号中的数值为 t值所有检验的标准误差均经过异方差和企业层面的聚类调整

NF_Chair

Size

Leverage

BM

PPE

Invt

Fage

TOP1

TOP25

Institution

Bsize

Independence

Intercept

IndustryYearN

Adj R2

(1)ROA

-0011(-438)

0020(1276)

-0102(-1368)

-0081(-1313)

-0043(-464)

0043(284)0003(132)

0001(841)

0001(557)

0001(595)

0002(225)-0007(-034)

-0319(-827)控制控制85960326

(2)ROE

-0018(-281)

0033(1065)

0033(310)

-0182(-1307)

-0076(-306)0051(123)0002(037)

0002(1018)

0002(823)

0002(453)-0001(-027)-0041(-075)

-0555(-782)控制控制85960068

(3)ROS

-0031(-247)

0067(961)

-0470(-1166)

-0099(-386)-0084(-193)0158(213)0014(174)

0001(397)

0001(241)

0002(218)0005(122)0021(020)

-1411(-334)控制控制85770228

(4)ST

0294(362)

-0624(-1027)1597(800)0279(108)

0606(199)

-4419(-384)

0538(453)-0001(-019)-0005(-122)

-0019(-252)0024(096)0758(101)

5425(436)控制控制85810477

表 10 薪酬及离职业绩敏感性在职消费

注Ownership在列(1)~(3)中分别为高管董事管理层的持股比例Education与 Tenure分别表示 CEO或董事长的学历任期Duality表示董事长与 CEO是否二职合一若董事长与 CEO为同一人则取值为 1否则为 0在列(4)和(5)中公司绩效 ROA为上一期的资产收益率在列(6)和(7)中PPE为固定资产与存货净额之和除以总资产分别表示在 1510水平上显著括号中的数值为 t值所有检验的标准误差均经过异方差和企业层面的聚类调整

NF_Chair

NF_ChairtimesROA

ROA

Size

Fage

TOP1

TOP25

Institution

Leverage

BM

PPE

Bsize

Independence

Ownership

Education

Age

Tenure

Duality

InterceptIndustryYearN

Adj R2

(1)Execomp-0023(-067)

-0773(-286)

1415(651)

0362(1902)0010(035)0001(132)

0006(426)

0006(269)

-0092(-184)

-0500(-613)-0126(-122)

0039(437)0396(156)

0185(247)

3186(673)控制控制90470479

(2)Dircomp-0061(-158)

-0828(-274)

1452(617)

0405(1973)-0026(-085)0001(047)

0004(278)0004(160)

-0120(-245)

-0549(-624)-0165(-152)

0060(631)0054(020)

0190(247)

2158(390)控制控制89600457

(3)Dsecomp-0001(-003)

-0767(-268)

1428(642)

0368(1961)0026(092)0002(144)

0006(441)

0006(234)

-0081(-166)

-0486(-605)-0050(-047)

0038(401)0321(128)0027(041)

3124(695)控制控制83900418

(4)CEO_change0142(384)

1637(410)

-2051(-633)

0068(324)0053(144)

-0003(-267)-0003(-183)-0004(-134)0038(075)

-0262(-251)-0056(-047)-0006(-054)0290(083)

-0035(-196)

0010(474)

-0249(-2146)

-0096(-269)

-1738(-228)控制控制82530183

(5)Chair_change0356(805)

1450(320)

-1507(-375)0068(257)

0251(452)

-0005(-346)

-0006(-287)-0004(-104)

0131(266)

-0428(-287)-0167(-106)

-0089(-401)-0002(-086)

-0160(-1465)

-0309(-551)

-5719(-998)控制控制83870231

(6)Fee_other0009(244)

-0011(-538)

0012(400)0000(035)-0000(-126)0000(154)

-0036(-367)0002(183)0055(190)

0245(557)控制控制97340129

(7)Fee_manage0006(432)

-0013(-1344)0004(337)

-0000(-255)-0000(-017)

0000(357)

0005(127)

0001(202)0008(059)

0268(1231)控制控制97330233

控股家族的ldquo垂帘听政rdquo与公司财务决策

中国上市公司研究

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《管理世界》(月刊)2017年第 3期

任董事长的公司相比非家族董事长企业的 ROA

ROEROS均较低列(4)报告了董事长的家族性

质 与 上 市 公 司 被 证 监 会ldquoSTrdquo的 概 率 的 关 系

NF_Chair的系数为正且在 1水平显著表明非家

族董事长公司比家族董事长公司更可能被ldquoSTrdquo即非家族董事长企业在出现亏损的情况下更不容易

扭亏为盈综合结果显示相比于家族董事长企

业非家族董事长公司的绩效较差即前文阐述的

家族与非家族董事长企业财务决策的差异更可能

是控股家族基于自利目标选择的结果服务于控股

股东侵占中小股东利益的动机为控股家族ldquo垂帘

听政rdquo扭曲了公司财务决策提供了进一步的证据

支持

六稳健性检验

为保证本文结论的可信性我们从以下几个方

面进行了稳健性检验包括

(1)参照冯旭南(2012)闵亦杰等(2016)我们

将最终控制人可追溯到自然人或家族且其控股比

例不少于 10的企业定义为家族企业并重新进行

以上检验结果支持前文结论当我们以 20作为

定义家族企业的临界点时结论保持不变

(2)参 照 王 化 成 等(2007)韩 亮 亮 和 李 凯

(2008)以及苏忠秦和黄登仕(2012)等我们在剔

除了 STPT类上市公司后对董事长性质与财务决

策的关系进行重新检验实证回归结果与前文基本

一致借鉴涂瑞和肖作平(2010)我们以剔除了资

产负债率大于 1的公司后的样本作为研究对象结

论与前文一致

(3)为消除行业影响我们以经过行业调整的

投资融资股利支付等各项财务决策变量作为解

释变量对研究假设进行了重新检验结果未有实

质性改变另外我们采用 Tobit模型对创新产出

股利支付关联交易与董事长的家族性质之间的关

系进行重新检验结论与主检验相同

(4)借鉴 Amore 等(2011)我们以董事长变更

作为外生事件采用 Difference-in-Difference(DID)方法检验董事长性质与财务决策的关系为检验

两者关系我们以控制家族不变而董事长发生变更

的企业变更前后各两年的样本作为研究对象其

中实验组为由家族董事长变更为非家族董事长的

企业对照组为董事长一直由控制家族担任的企

业在选择变更样本前我们要求样本企业在关键

变量上不存在数据缺失的情况研究发现DID检

验的实证结果与前文结论基本一致但关键变量系

数的显著性下降104877810486491048667

(5)控股家族尽管可能选择不做董事长但可

能派出家族成员担任 CEO这与本文所界定的ldquo垂

帘听政rdquo有所差异为进一步明确ldquo垂帘听政rdquo的含

义我们将控股家族完全放弃上市公司关键职位

(包括董事长和 CEO)的现象重新定义为ldquo垂帘听

政rdquo并重新检验ldquo垂帘听政rdquo对财务决策的影响结

论保持基本不变

限于篇幅我们没有在文中报告稳健性检验的

结果

七结论

基于诸多中国家族上市公司董事长由非家族

成员担任这一现象本文以 1999~2014年所有 A股

上市家族企业作为研究样本实证检验了董事长是

否为实际控制人家族成员对上市公司财务决策的

影响我们研究发现当家族企业的董事长由与实

际控制人无明确家族关系的人员担任时上市公司

的财务决策明显区别于家族成员担任董事长的企

业具体而言与家族董事长企业相比非家族董

事长企业的资本支出和创新产出较少负债比例较

高债务期限结构较长现金持有较多股利支付的

意愿股利支付率均较低同时非家族董事长企

业的绩效也较差被ldquoSTrdquo的可能性更高进一步的

检验表明在由非家族成员担任董事长的家族企业

中公司治理水平较低主要表现为较严重的控股

股东代理问题包括更多的关联交易和资金占用

等与此同时管理层的代理倾向也较高包括管

理层的薪酬mdash业绩敏感性离职mdash业绩敏感性较

低在职消费较多等综合实证结果表明当实际

控制人家族不担任公司董事长时家族与上市公司

声誉的分离增强了控股股东侵占中小股东利益的

动机公司财务决策成为服务控股股东掏空行为的

重要工具即新兴市场中的家族企业财务决策与控

股股东代理问题相关在考虑了潜在的董事长任

命与公司决策之间的内生性问题及一系列稳健性

检验后本文研究结论保持不变

-- 141

本文从非家族董事长的角度考察了控股家族

与上市公司之间的关系为家族与非家族参与公司

财务决策的差异提供了新的解释既补充了家族企

业财务决策领域的文献丰富了有关控股股东代理

问题的研究也为新兴市场中声誉如何发挥作用提

供了证据同时本文的研究结论也有助于投资者

进一步认识家族企业从表现上看引入职业经理

人固然可以降低控股家族对家族企业的控制提高

管理层的经营能力改善公司绩效然而与非家族

CEO非家族董事不同由家族放弃直接管理权引

入非家族董事长带来的可能是居于ldquo幕后rdquo的控股

股东更强的转移公司资源的动机恶化公司经营情

况因此在评价家族对上市公司可能的影响时

我们应具体分析家族涉入的方式及程度而进一步

结合控股家族的其他特征如家族内部结构股权变

动情况等进行分析也是我们后续研究努力的方向

(作者单位中国人民大学商学院责任编辑

尚增健)

注释

①Allen等(2005)针对中国家族企业创始人或高管的调查显示ldquo提升声誉rdquo是企业上市的重要原因之一而ldquo声誉损失rdquo则被视为是公司失败的主要风险

②以本文样本为参考中国上市家族企业中 CEO由非家族成员担任的比例约为 63这一比例也高于国外家族企业职业经理人的占比

③依据 2015年《中国家族企业传承报告》在其抽样调查的 839家家族控股企业中绝大多数企业仍由第一代创始人管控Xu等(2015)的研究也显示在 2003~2011年间仅有 20的上市家族企业的董事长或CEO由二代担任

④家族企业职业经理人与控制家族反目的事件屡见不鲜其中国美电器就是职业经理人与控制家族斗争的典型例子

⑤2015年《中国家族企业传承报告》显示约 74的企业主年龄介于 40~60 岁之间60 岁以上的家族企业主仅 8左右本文样本也表明实际控制人的平均年龄为 50岁左右

⑥对于控股家族退居ldquo幕后rdquo是否以及怎样影响了企业财务行为我们在后文进行了较为详细的分析

⑦在判定最终控制人时我们采用的上市公司职位级别排序的标准为董事长gtCEO或总经理gt董事gt其他

⑧对此变化的可能解释为 2008~2009年大量中小企业在创业板的上市而这些中小企业的管理权大多仍掌握在企业家或实际控制人手中在剔除中小板创业板公司样本后由非家族成员担任董事长的比例稳定在 42左右

⑨当我们采用以购建固定资产无形资产和其他长期资产支付的现金与处置固定资产无形资产和其他长期资产收回的现金之差除以期初的总资产来衡量公司资本支出水平时实证结果保持不变

⑩研发投入数据存在大量缺失且可能存在失真情况如为避免向竞争对手透露公司战略公司可能未真实披露其RampD数额

104877810486491048659当我们采用剔除了外观设计的专利总申请数授权数或采用 t+3期的专利申请授权数作为创新水平的代理变量

实证结果保持不变104877810486491048660在控制其他可能影响上市公司现金持有水平的因素后

我们发现非家族董事长企业比家族董事长企业的现金持有水平高

104877810486491048661由于篇幅限制此处未报告相关系数的检验结果104877810486491048662参考邓建平和曾勇(2005)考虑自由现金流影响的股利

支付模型我们对董事长性质与上市公司股利政策进行了重新检验结果保持不变

104877810486491048663当我们以上市公司所在地同行业中由非家族成员担任董事长的比例或上市公司所在地其他上市公司中非家族董事长比例作为工具变量时研究结论保持不变

104877810486491048664由于卫生部披露的各省份无偿献血情况仅有 2004年度及 2005年第一季度的数据且地区社会资本水平也较稳定我们以 2004年各省无偿献血率作为样本区间内地区社会资本水平的衡量指标

104877810486491048665参考魏明海等(2013)我们将上市公司的关联交易按交易方向区分为上市公司向关联方购买销售产品等的关联交易后对董事长性质与控股股东私利行为分别进行检验结论基本不变

104877810486491048666依照CSMAR数据库中对关联交易的分类及本文研究目标我们剔除了类别为ldquo合作项目rdquoldquo许可协议rdquoldquo研究与开发成果rdquoldquo关键管理人员报酬rdquo及ldquo其他事项rdquo的关联交易

104877810486491048667关键变量不显著的原因可能是样本数量太少尽管在不同的公司财务决策下满足筛选条件的样本数量不同但在实际控制人家族保持不变的情况下董事长由家族成员变更为非家族成员的变更事件至多 36起而董事长一直由实际控制人或其家族成员担任的变更事件则至多有 35起

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-- 145

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本文从控股家族对公司关键岗位的人员安排视角

研究了家族控股股东如何实现其控制权私有收益

的问题另外本文从家族董事长增加了控股家族

私利行为成本的角度进行研究也补充了有关控股

股东代理问题影响因素的文献

第三本文也补充了非正式制度对上市公司行

为影响的文献(Putnam1993Pamuk2000Guisoet al2004)已有研究指出声誉机制有效约束了

经理人的代理行为(Dyck et al2008Karpoff et al2008)在正式制度较差的情况下声誉机制可以替

代 其 发 挥 作 用(Allen et al2005叶 康 涛 等

2010)本文的研究结论支持了这一观点当上市

公司董事长不由实际控制家族成员担任时家族声

誉与公司声誉相分离控股股东因行为不当或公

司经营不善导致的声誉损失较小声誉机制对控股

股东的约束作用减弱因而其采用对其有利而牺牲

其他投资者利益的财务决策的可能性增加将控

股家族的声誉纳入家族企业分析框架有助于我们

更好地理解控股家族与上市公司的互动关系及公

司的各项财务决策

此外本文的研究结论也为资本市场上的投资

者审计师等中介机构上市公司的债权人等诸多利

益相关者提供重要的参考对于证监会证券交易所

等机构更好地履行监督职责也具有一定的启示意

义同时本文的研究结论也有助于我们更加理性

地看待家族企业中职业经理人的引进问题形式上

看尽管当前中国家族企业表现出较快的ldquo去家族

化rdquo进程其真实性合理性和有效性仍值得商榷

推进家族企业合理顺利地ldquo去家族化rdquo实现家族企

业的健康发展或许仍有较长的路要走

余文的内容安排如下第二部分回顾了家族企

业中家族管理与财务决策的相关文献并提出研究

假设第三部分阐述了本文的样本选择过程及主要

变量定义第四部分报告了主检验及内生性检验的

实证结果第五部分进一步检验了董事长性质对内

部公司治理及绩效的影响在第六部分我们进行了

一系列的稳健性检验第七部分为本文的研究结论

二文献回顾与假设提出

在家族企业中控股家族掌握着公司决策的最

高话语权(叶康涛等2010苏忠秦黄登仕2012)

占据核心地位由于控股家族具有足够的监督管

理层的动机和能力家族企业中股东与经理人代理

问题较不严重然而如Grossman和Hart(1988)指

出只要大股东未持有 100股份控股股东就有利

用其控制权地位获取控制权私有收益的可能

(Dyck and Zingales2004)从事掏空行为(Johnsonet al2000)如关联交易(魏明海等2013姜付秀

等2015Liu et al2015)资金占用(李增泉等

2004Jiang et al2010)等控股股东与外部投资者

之间的利益冲突成为家族上市公司的主要代理问

题(Shleifer and Vishny1997La Porta et al1999Claessens et al2002王明琳2006)众所周知中

国资本市场成立的时间较短相关法律法规并不完

善同时由于缺乏有效的约束机制如投资者保护

较弱控制权市场不活跃法律执行力较差控股家

族具有较强的侵占中小股东利益的动机代理问题

更加严重(唐宗明蒋位2002)

控股家族可通过设立金字塔结构实现控制权

与现金流权的分离强化家族对上市公司的控制

获取家族私利(La Porta et al1999Claessens etal2000苏启林朱文2003)已有研究表明当

控股家族的控制权与现金流权分离程度越高时中

小股东受剥削程度越严重公司业绩表现更差(LaPorta et al1999Claessens et al2000)另外公

司各项财务决策也受到控制权与现金流权分离的

影响为增加控股家族可侵占的资源两权分离度

较高企业的现金持有更多(韩忠雪崔建伟2014)

股利支付水平更低(邓建平曾勇2005王爱国宋

理升2012)负债比例更高(冯旭南2012)

家族管理是家族涉入企业的另一重要方式对

公司决策具有重要影响当家族成员担任上市公

司高管时股东与经理人之间的代理问题得到大大

缓解(Jensen and Meckling1976)此时公司的创

新水平较高(Fahlenbrach2009李婧等2010李婧贺小刚2011严若森叶云龙2014蔡地等

2016)支付的现金股利更多(魏志华等2012)然

而如前文所述第一类代理问题因集中的股权结

构而较不突出控股家族与外部投资者之间的利益

冲突才是家族企业的核心代理问题当家族成员

参与公司经营管理时控股家族侵害其他利益相关

者的能力增强除利用控制权优势决定公司政策

控股家族的ldquo垂帘听政rdquo与公司财务决策

中国上市公司研究

-- 128

《管理世界》(月刊)2017年第 3期

外控股家族还可直接通过管理层从事谋取家族私

利的行为如资金占用违规担保等违法违规行为

(郑杲娉2012)家族企业也可能因潜在较严重的

控股股东代理问题而受到阻碍如担保贷款较多

(陈德球等2013Pan and Tian2016)债务期限较

短(苏忠秦黄登仕2012)相反家族参与企业管

理也可能降低第二类代理问题如有二代参与的企

业的资金占用关联交易较少(Xu et al2015)尽

管家族管理使得控股家族具备较强的攫取私利的

能力控股家族是否实施掏空行为则取决于其对该

私利行为收益和成本的权衡然而在已有家族管

理对财务决策影响的文献中有关控股家族代理问

题的讨论却很少也未有涉及家族管理对控股家族

从事私利行为成本的影响另外已有的研究在探

讨家族管理对财务决策的影响时大部分只关注

CEO(李婧等2010李婧贺小刚2011)高管团队

(蔡地等2016)或将董事长与 CEO视为整体进行

讨论(魏志华等2012严若森叶云龙2014Panand Tian2016)而未区分不同家族管理涉入方式

的影响差异尤其是董事长这一重要职位

依据《中华人民共和国公司法》董事长是公司

的法人代表拥有法律赋予的最高权力在中国家

族企业中董事长往往由实际控制人指派与控股

家族有着显性或隐性的社会联系(Mullins and Schoar2016)因此无论董事长是家族成员还是非家

族成员其权力均在不同程度上受控股家族的约

束家族对公司决策有充分的影响力而集中的股

权结构及缺乏有效的公司治理机制也使得控股家

族在包括投资融资等方面具有绝对的主导权从

这一方面看我们认为在中国家族企业中上市公

司的财务决策首先服务于控股家族的目标其次才

是基于企业的发展需要做出战略选择因此在家

族企业中控股股东代理问题是核心代理问题(Shleifer and Vishny1997La Porta et al1999Claessens et al2002王明琳2006)控股股东侵占中小

股东动机的强弱将直接影响上市公司的财务决策

(Liu et al2015)

董事长是否由家族成员担任影响控股家族侵

害其他投资者的意愿已有研究表明声誉是一项

能够为企业家带来收益的无形资产(姜涛2010)

在中国商业经济发展中发挥重要作用(Allen et al

2005)良好的声誉有助于家族或企业获取ldquo关系

型rdquo借贷政治联系等声誉的损失则会给家族或企

业带来巨大的代价(叶康涛等2010)作为市场的

长期参与者控股家族高度重视家族声誉以及基于

此建立起来的社会关系(Park and Luo2001Anderson and Reeb2003Allen et al2005Xu et al2015)当控股家族成员担任董事长时家族的社

会嵌入度增加控股家族声誉及社会地位得以提

高但与此同时其私利行为也更易被投资者债权

人监管机构等发觉由于董事长企业家族 3者

声誉的绑定因控股家族私利行为导致的公司经营

不善对董事长能力的质疑也在一定程度上损害了

家族的声誉而当上市公司董事长由非家族成员

担任时由于实际控制人家族不通过担任公司法人

代表直接参与经营管理家族声誉与董事长公司

形象的分离降低了家族声誉受损的成本退居ldquo幕

后rdquo也增加了外部投资者的监督难度在这种情况

下控股家族通过ldquo隧道rdquo转移公司资源的动机增

强与中小股东的利益冲突加剧即与家族成员担

任董事长的企业相比非家族董事长企业的代理问

题将更加严重

基于以上分析我们预期家族董事长企业与

非家族董事长企业在投资融资现金持有股利分

配等财务决策方面将存在显著差异

投资决策是公司最重要的决策之一关乎企业

未来的生存和发展因此控股家族目标首先将影

响公司的长期投资决策控股家族往往将家族企

业视为一项家族资产(Casson1999)为实现家族财

富的世代传承家族企业的投资行为具有长期导向

(Le Breton-Miller and Miller2006)然而控股股

东自身的代理倾向则决定了上市公司进行长期投

资的意愿及多寡当控股家族具有较强的侵占外

部投资者动机时家族目标将变得较为短视控股

家族更愿意将资源控制在企业内部以方便其掏空

或投资于周期短风险低的项目进行长期投资的

动力较小同时控股家族通过ldquo隧道rdquo转移上市公

司资产的私利行为如关联交易资金占用等也进

一步减少了公司进行投资可使用的资源因此在

第二类代理问题较严重的公司中上市公司的长期

投资可能较少

在创新和研发方面由于研发兼具长期性高

-- 129

投入高风险的特点(Hirshleifer et al2012)相比

其他投资活动创新对公司经营的风险收益影响

更强(Kothari et al2002)恰如本文前面所分析

的当上市公司董事长由非家族成员担任时家族

声誉与公司形象的分离降低了家族声誉受损的成

本控股家族退居ldquo幕后rdquo的家族企业的代理问题更

加严重因此我们预期非家族成员董事长公司

的创新活动将相对较少

假设 1与由控股家族成员担任董事长的企业

相比非家族董事长企业的投资水平较低

控股股东代理问题也将影响上市公司的资本

结构选择由于负债的股权非稀释效应控股股东

在利用负债融资增加其可支配的资源的同时并未

增加其被收购或丧失家族控股地位的可能性因

此具有较强掏空动机的家族企业将倾向于进行更

高的债务融资(Du and Dai2005)在中国尽管存

在《破产法》但是由于对债权人权利的保护不力

控股家族并不必过于担心负债会导致企业陷入破

产境地(Jiang and Kim2015)债务融资可能成为

控股家族掏空的手段(金雪军张学勇2005戴璐

汤谷良2007孙健2008)无疑作为资本市场的

长期参与者控股家族关注家族声誉及与其他投资

者的关系(Anderson and Reeb2003)并趋于风险

规避(Shleifer and Vishny1986McConaughy et al2001)然而当实际控制人家族不担任上市公司

董事长而退居ldquo幕后rdquo时公司因高负债发生债务违

约财务困境甚至破产对家族声誉的损害较小非

家族董事长企业比家族董事长企业具有更强的债

务融资意愿

由于不同期限的债务对公司行为的影响不同

控股家族对长期短期负债的偏好也存在差异一

方面与长期债务相比短期债务较短的周转时间

及其定期的利息支出减少了公司内部可供控股股

东掠夺的资源财务困境和破产风险的增加也使得

控股家族不得不担心上市公司有价值的ldquo壳rdquo资源

的丢失而减少其掏空行为另一方面期限较短的

债务融资要求上市公司与资金供给方频繁签订合

约对上市公司的监督力度更强妨碍了控股股东

私人利益的攫取(苏忠秦黄登仕2012)相比于

短期负债控股股东更倾向于进行长期债务融资

尤其当控股股东具有较强的掏空动机时其长期债

务融资偏好更加显著因此由于家族与非家族董

事长企业的控股股东利用债务融资谋取私利的动

机存在差异其长期债务融资倾向也不同

假设 2a与由控股家族成员担任董事长的企业

相比非家族董事长企业的资产负债率更高

假设 2b与由控股家族成员担任董事长的企业

相比非家族董事长企业的长期负债率更高

就现金持有决策而言由于代理问题的存在

与非流动资产相比控股股东倾向于持有较多的流

动资产(Liu et al2015)而现金易转移成本低的

特点使其成为控股股东资源转移侵占的主要对象

(Myers and Rajan1998陈德球等2011)控股股

东既可通过直接的现金交易侵占上市公司资金也

可间接地将现金投资于对其有利的项目(Dittmaret al2003)因此当控股股东具有较强的剥夺中

小股东的欲望时上市公司将持有较多的现金以方

便其掏空行为当上市公司董事长由非家族成员

担任时家族与公司声誉相分离控股股东剥夺外

部投资者的动机增强进而促使非家族董事长企业

比家族董事长企业持有较多的现金

假设 3与由控股家族成员担任董事长的企业

相比非家族董事长企业的现金持有水平更高

股利作为利益分配的重要方式也受公司内部

代理冲突尤其是控股股东侵占动机的影响已有

研究表明在制度环境较好的情况下上市公司将

发放更多的股利(La Porta et al2000Faccio et al2001Allen et al2005)当控股股东的两权分离度

较高时上市公司则常常不发或少发股利(Faccioet al2001邓建平曾勇2005王化成等2007)

通过不发或少发股利控股股东将现金保留在公司

内部并利用ldquo隧道行为rdquo将现金占为己有上市公

司的股利支付意愿下降由于家族董事长企业与

非家族董事长企业具有不同程度的控股股东代理

问题两类公司的股利政策也将存在差异当然

控股股东采用缩减或不发股利这种侵占中小股东

利益的方式也存在成本包括声誉损失承担诉讼

风险等(Dyck and Zingales2004)尽管中国投资

者不存在明显的股利偏好但是近些年来我国媒

体对不发或少发股利的ldquo铁公鸡rdquo或ldquo微股利rdquo公司

的报道却屡见不鲜报道更是引发广泛热议(李小

荣罗进辉2015)由于此类报道负面新闻居多

控股家族的ldquo垂帘听政rdquo与公司财务决策

中国上市公司研究

-- 130

《管理世界》(月刊)2017年第 3期

媒体的ldquo关注rdquo不仅损害了公司的声誉也对管理层

尤其是董事长的形象造成了不良影响当上市公司

董事长由非家族成员担任时家族声誉不因较低的

股利支付问题而受损将会加强控股股东将原本作为

股利支出的现金占为己有的欲望即该类企业的股

利支付意愿和股利支付率都将会更低

假设 4与由控股家族成员担任董事长的企业相

比非家族董事长企业的股利支付率较低

三数据变量与描述性统计

(一)数据来源与样本选择

本文以 1999~2014 年所有的 A 股上市公司为初

始样本借鉴苏启林和朱文(2003)邓建平和曾勇

(2005)Maury(2006)许静静和吕长江(2011)等有

关家族企业的定义我们将符合以下条件的企业视

为家族企业(1)最终控制人能够追溯到自然人或家

族(2)最终控制人直接或间接是上市公司的第一大

股东我们首先从CSMAR数据库获取了上市公司实

际控制人的基本信息将其与年报一一进行校对并

确定唯一的最终控制人本文对家族企业最终控制

人的判定标准为(1)当仅有一名实际控制人时该

自然人为最终控制人(2)当存在多名无亲缘关系的

自然人股东时持股比例最高的自然人为最终控制

人(3)当实际控制人为家族且存在持股比其他家族

成员至少高 10的实际控制人时该成员为最终控

制人(4)当实际控制人为家族且家族成员持股均衡

时最终控制人为在上市公司任职且职位级别最高

的家族成员⑦

由于董事长的背景信息并非强制披露我们首先

根据上市公司年报招股说明书等对最终控制人与

董事长的关联关系进行了手工整理对于未明确说

明两者关系的公司我们进一步通过百度等途径网

络搜索相关信息最终确认实际控制人与董事长的

亲属关系鉴于研究惯例我们剔除了(1)最终控

制人为非自然人或家族(2)金融保险业公司(3)主要数据缺失的样本最终得到 9528个观测值样

本的年度行业分布详见表 1在本文中我们将与最终控制人有亲属关系的董

事长界定为家族董事长关系类型包括最终控制人

本人夫妻父子女母子女兄弟妹姐弟妹和其

他亲戚关系如叔侄等对于无法通过公开资料查询

到与最终控制人是否存在亲属关系的董事长我

们将其划分为非家族董事长在本文样本中尽

管由实际控制人家族成员担任董事长的样本占绝

大多数仍有 2611的家族企业选择聘用非家族

成员担任董事长从年度分布上看由非家族成

员担任董事长的比例在 2008年之前变化不大在

2008 年出现显著下降并随后稳定在 20左右⑧

在行业分布上由于制造业样本占总样本的比例

远超过其他行业为避免样本分布出现严重偏差

我们根据证监会二位行业代码进一步将其细分

由表 1可以看出家族与非家族董事长的行业分

布较不均匀例如在批发零售电力及综合类企

业中超过 40的家族企业样本聘用非家族成员担

任董事长而在电子行业中该比例仅为 1398

表 1 样本分布Panel A年度分布

年度1999200020012002200320042005200620072008200920102011201220132014合计

Panel B行业分布

行业农林牧渔业

采掘业食品饮料

纺织服装皮毛木材家具造纸印刷

石油化学塑胶塑料电子

金属非金属机械设备仪表医药生物制品其他制造业

电力煤气及水的生产和供应业建筑业

交通运输仓储业信息技术业

批发和零售贸易房地产业

社会服务业传播与文化产业

综合类合计

总样本N12187614221733836243051155063693412131346134813959528

非家族董事长N492959961511751931971701841992322362622922488

总样本N1949836546091221102060866919657481425319384972439501238743939528

33335000381641554424446748344488385530912893213119131753194420932611

非家族董事长N44341051351843280851534121793128453220419818455202032488

家族董事长N8947831211871872373143804527359811110108611037040

2268346928772935197819462745139822872097239321835283233238102099451036732311270351652611

家族董事长N150642603257317874052351615535691112514852768241317183541907040

66675000618458455576553351665512614569097107786980878247805679077389

7732653171237065802280547255860277137903760778174717766861907901549063277689729748357389

-- 131

这也说明了我们在实证分析中控制样本年度行业

的必要性

(二)变量定义

为检验董事长是否为家族成员对公司财务决

策的影响本文考察了上市家族企业的董事长是否

为控股家族成员与公司投资资本结构现金持有

以及股利政策的关系在投资决策方面借鉴 Anderson等(2012)我们着重检验了董事长的家族身

份对公司资本支出创新活动的影响与已有研究

一致(陈德球等2012Xu et al2013)我们采用购

建固定资产无形资产和其他长期资产支付的现金

与期初的总资产的比值作为公司资本支出的衡量

指标⑨由于研发投入数据的可得性问题⑩本文用

公司申请专利专利被国家知识产权局授权的情况

表示公司创新水平其中专利包括发明实用新型

及外观设计 3类创新作为一项长期的需要大量

资金投入的活动从研发投入到专利产出常存在时

间间隔因此在实证回归中我们用向后滞

后两期的专利数量来代表当期的研发水平104877810486491048659

(He and Tian2013Tan et al2015)衡量指

标包括专利申请数(Patent_AP)和专利授权

数(Patent_GR)在融资方面我们从公司的

资产负债率(Leverage)及债务的期限结构

(Debt)两方面考察了家族成员董事长企业与

非家族成员董事长企业在资本结构方面的差

异其中负债率与债务期限结构分别为总负

债长期负债与总资产的比值(Fan et al2011)为衡量上市公司的现金持有水平

(Cash)我们计算了上市公司拥有的现金及

其等价物与净资产的比值其中现金及其等

价物为货币资金交易性金融资产及短期投

资净额之和净资产为扣除货币资金等现金

及其等价物后的总资产对于上市公司的股

利政策我们采用两个指标进行衡量包括

是否支付现金股利的虚拟变量(Divdum)若

支付现金股利取值为 1否则为 0股利支付

率(Divearn)即每股现金股利除以每股净

利润

董事长的家族属性是本文的关键变量

我们用虚拟变量NF_Chair表示若上市公司

的董事长不由实际控制人本人或其家族成员

担任NF_Chair取值为 1否则为 0在各财务决策

模型中我们也控制了可能影响上市公司决策的因

素如公司规模(即总资产的自然对数)公司年龄

(为公司成立年限的自然对数)第一大股东持股比

例机构投资者持股比例等变量鉴于宏观因素和

行业特征等可能对公司的决策产生影响我们在模

型中也加入了年度行业的虚拟变量另外我们

对所有的连续变量在 1和 99分位数上进行Winsorize处理以消除极端值对实证结果的影响各主

要变量的定义参见表 2(三)描述性统计

表 3的 Panel A报告了基于总样本的描述性统

计结果在本文样本中由实际控制人家族成员担

任董事长的情况颇为常见(大部分为最终控制人亲

自担任董事长)只有 261的家族企业的董事长由

非家族成员担任然而对于这些平均仅成立 12年

的样本企业而言该比例显著高于基于国外一般家

表 2 主要变量的定义变量

NF_Chair

Invt

Patent_APPatent_GRLeverageDebt

Cash

DivdumDivearnROAROEROSST

ORECRPTNRPTExecompDircompDsecomp

CEO_changeChair_changeFee_other

Fee_manageSize

BM

FageTOP1TOP25

InstitutionBsize

IndependenceIndustryYear

含义及计算方法

非家族成员董事长虚拟变量若董事长不由实际控制人或其家族成员担任时取值为 1否则为 0资本支出额为购建固定资产无形资产和其他长期资产支付的现金除以期初总资产

专利申请数为发明实用新型外观设计申请数之和(加 1)的自然对数专利授权数为发明实用新型外观设计授权数之和(加 1)的自然对数资产负债率为总负债除以总资产负债期限结构为长期负债除以总资产

现金持有比例计算公式为(货币资金+交易性金融资产+短期投资净额)(总资产-货币资金-交易性金融资产-短期投资净额)

股利支付虚拟变量若公司发放现金股利为 1否则为 0股利支付率为每股现金股利除以每股净利润资产收益率为净利润除以总资产权益收益率为净利润除以权益销售利润率为净利润除以营业收入是否被 ST的虚拟变量若公司被ldquoSTrdquo或ldquoPTrdquo为 1否则为 0资金占用为其他应收款净额除以总资产关联交易额为上市公司关联交易额总资产关联交易次数为上市公司关联交易次数的自然对数高管薪酬为薪酬最高的前 3名高管平均薪酬的自然对数董事薪酬为薪酬最高的前 3名董事平均薪酬的自然对数管理层薪酬为薪酬最高的前 3名管理层平均薪酬的自然对数CEO变更虚拟变量若CEO发生变更为 1否则为 0董事长变更虚拟变量若董事长发生变更为 1否则为 0在职消费为支付其他与经营活动有关的现金除以总资产管理费用率为管理费用除以总资产公司规模为总资产的自然对数总资产账市比为考虑非流通因素的总资产账面价值除以总资产的市场价值其中总资产的市场价值=每股权益times非流通股股数+期末收盘价times流通股股数+负债账面价值)公司年龄为公司成立年限的自然对数第一大股东持股比例第二至第五大股东持股比例之和机构投资者持股比例董事会规模为董事会人数独立董事比例为独立董事人数除以董事会人数行业根据证监会行业代码分类共 21个行业哑变量年度样本区间为 1999~2014年共 14个年度哑变量

控股家族的ldquo垂帘听政rdquo与公司财务决策

中国上市公司研究

-- 132

《管理世界》(月刊)2017年第 3期

族企业发展演变过程中预期的职业经理人参与

率在投资方面样本企业 InvtPatent_APPat

ent_GR的均值分别为 00761204和 1808而在资

本结构方面Leverage和 Debt的均值分别为 437

45说明家族企业的平均负债水平较高其中短

期负债是企业负债的主要组成部分在现金持有

和股利政策上家族企业的平均现金持有水平为

425平均股利支付率为 235其中发放现金股

利的企业占总样本的 631从绩效情况看家族

企业在样本区间内平均的 ROAROEROS 分别为

37675样本企业的绩效表现与其他研究

使用的样本企业相近(Liu et al2015Xu et al2015)从公司股权结构情况看第一大股东持股

(3313)远高于第二至第五大股东的持股比例之

和(2043)作为国外公司股权结构与公司治理的

重要参与者机构投资者在中国家族企业中平均持

股仅为 445

为说明控股家族ldquo垂帘听政rdquo的影响我们进一

步比较了家族董事长企业与非家族董事长企业在

财务决策上的异同如 Panel B所示家族成员董

事长企业 InvtPatent_APPatent_GR的均值分别为

008414392136而非家族成员董事长公司的 In

vtPatent_APPatent_GR 的 均 值 分 别 为 005406120982这就说明由非家族成员担任董事长的

家族企业在资本支出研发方面均显著低于由实际

控制人或其家族成员担任董事长的企业在资本

结构方面非家族成员董事长企业的资产负债率和

长期负债率均显著高于家族成员董事长企业具

体地非家族成员董事长企业 LeverageDebt的均值

(中位数)分别为 0577(0506)0057(0009)而家

族成员董事长企业 Leverage和Debt的均值(中位数)

仅为 0388(0363)0040(0002)从现金持有和股

利方面看相比于由控制家族成员担任董事长的企

业非家族成员董事长企业平均而言更不倾向发放

现金股利股利支付更少其现金持有水平在均值

和中位数上也显著少于家族成员董事长企业104877810486491048660相

似地无论是 ROAROE还是 ROS非家族成员董事

长企业的业绩表现均显著差于由实际控制人家族

成员担任董事长的企业

另外我们也检验了变量之间的相关系数104877810486491048661

结果显示董事长是否为家族成员与各财务决策变

量的相关系数均在 1水平显著且未有任何控制

变量之间的相关系数的绝对值超过 07说明本文

的实证模型并不存在严重的多重共线性问题

四实证检验结果

在本部分我们实证检验了上市公司董事长的

家族身份对公司财务决策的影响包括资本性投资

与创新资本结构现金持有及股利政策等为控

制董事长任命与公司财务决策之间可能存在的内

生性问题我们采用倾向得分匹配法(PSM)及工具

变量法重新检验了董事长性质与各项财务决策的

关系

(一)投资决策

为检验家族与非家族董事长所在公司投资决

策的差异借鉴Guumlner等(2008)Xu等(2013)以及

Custoacutedio和Metzger(2014)我们采用以下实证模型

Invtt =α0 +α1 NF_Chairt +α2 Sizet-1 +α3 BMt-1

+α4 CFt+α5 Leveraget+α6 Faget +α7 TOP1t

+α8 TOP25t +α9 Institutiont +sumIndustry

+sumYear+ε (1)

表 3 主要变量的描述性统计Panel A总样本

VariableNF_Chair

InvtPatent_APPatent_GRLeverageDebtCash

DivdumDivearnROAROEROSSizeBMFageTOP1TOP25

InstitutionBsize

IndependencePanel B分组比较

VariableInvt

Patent_APPatent_GRLeverageDebtCash

DivdumDivearnROAROEROS

N95288646677367739528952895289528952895289528950695289528952895289528952894749471

非家族董事长N

24121924192424882488248824882488248824882473

Mean0054061209820577005702810396014200110048-0047

Mean02610076120418080437004504250631023500370067005021180060723623313020430445185360365

Median00280000000005060009015000000000002600580050

SD0439008214631892034300750598048302870079018503801011022505311434011600573215870058

家族董事长N

62344849484970407040704070407040704070407033

P250

0018000000000225000001070

00000016003200292053004422079225201129001227

0333

Mean00841439213603880040047607140268004600740083

Median00601099239803630002024910000209004700760087

Median0

0050000013860404000302151

01610042007200782109006272485299701933021529

0333Difference

Mean-0030-0827-115401890017-0195-0317-0126-0035-0026-0130

P751

0104239834340575006004711

03560070011601482178007852773423002851067789

0400

Median-0032-1099-239801430007-0099-1000-0209-0021-0018-0037

注分样本平均值差异检验为独立样本 t 检验中位数差异检验使用Wilcoxon检验分别表示在 1510水平上显著

-- 133

其中Invt为公司的资本支出NF_Chair为表征

董事长家族身份的虚拟变量若董事长为非家族成

员NF_Chair取值为 1否则为 0同时我们还控

制了以下因素的可能影响期初的公司规模(Sizet-

1)即期初的总资产的自然对数投资机会(BMt-1)

即期初的总资产账面价值与市场价值之比现金流

量(CFt)即 t期的经营活动产生的现金流量净额除

以期初的总资产其他控制变量包括总资产负债

率(Leverage)公司年龄(Fage)第一大股东持股比

例(TOP1)第二至第五大股东持股比例(TOP25)

机构投资者持股比例(Institution)行业(Industry)和

年度(Year)哑变量为保证研究结论的稳健性所

有检验的标准误差均经过异方差和企业层面的聚

类调整

由于创新活动具有时滞我们采用向后滞后两

期的专利数量衡量公司的创新能力(He and Tian2013Tan et al2015)检验董事长的家族性质对

创新活动影响的模型如下

Patentt+2 =α0 +α1 NF_Chairt +α2 Sizet +α3Leveraget

+α4 BMt +α5 ROAt +α6 Faget +α7 TOP1t +α8 TOP25t

+α9 Institutiont +α10 RampDt +α11PPEt +α12 Invtt

+sumIndustry+sumYear+ε (2)其中Patentt+2分别为专利申请数(Patent_APt+2)

专 利 授 权 数(Patent_GRt + 2) 借 鉴 Fahlenbrach(2009)Custoacutedio 和 Metzger(2014)我们控制了

ROA即资产收益率为净利润除以总资产RampD

即研发投入除以销售收入PPE即固定资产比例

为固定资产净额除以总资产其他控制变量定义

如表 2所示具体实证回归结果见表 4表 4列(1)报告了资本支出的检验结果其中

NF_Chair的系数为负且在 1水平上显著说明相

比于家族董事长企业由非家族成员担任董事长的

企业的资本支出水平显著更低表 4列(2)和(3)分别列示了董事长性质与上市公司专利申请数和

专利授权数的关系从中可以看出非家族董事长

企业与家族董事长企业在研发创新活动上存在明

显差异在所有回归中NF_Chair的系数均显著为

负即无论是在专利申请还是专利授权上非家族

董事长公司的专利产出均比家族董事长企业少创

新水平较低另外当我们以上市公司是否拥有专

利申请(Dum_APt+2)是否拥有专利授权(Dum_GRt+2)

作为公司创新活动强度的替代衡量指标时两类公

司创新水平的差异在以是否拥有专利的虚拟变量

作为被解释变量的模型中仍然存在结果如列(4)和(5)所示实证结果表明家族企业董事长的家

族身份显著影响公司的投资决策从而证明了本文

的假设 1(二)债务融资

为考察家族与非家族董事长企业在债务融资

决策方面的差异我们参考肖作平和廖理(2007)

韩亮亮和李凯(2008)姜付秀和黄继承(2013)以

及 Custoacutedio和Metzger(2014)的模型采用的实证模

型如下

Capitalt=β0 +β1NF_Chairt +β2Sizet +β3BMt

+β4ROAt +β5Faget +β6TOP1t +β7TOP25t

+β8 Institutiont +β9FCFt +β10PPEt +β11Depret

+sumIndustry+sumYear+ε (3)其中Capital 分别为资产负债率(Leverage)和

债务的期限结构(Debt)在控制变量中FCF为每

股自由现金流量即经营现金流量净额减去资本支

出的差除以总股数Depre为固定资产折旧除以总

表 4 投资决策

NF_Chair

Size

Leverage

BM

Fage

TOP1

TOP25

Institution

CF

ROA

RampD

PPE

Invt

Intercept

IndustryYearN

Adj R2

(1)Invt

-0016(-565)0002(122)

-0010(-359)

-0025(-367)

-0024(-728)

0000(469)

0001(475)

0001(696)

0096(773)

0070(212)控制控制84380174

(2)Patent_AP-0273(-415)

0232(546)-0121(-163)-0217(-115)

-0361(-564)0004(168)0005(166)

0021(425)

0970(435)-1007(-040)0224(114)0427(124)

-4647(-534)控制控制67350344

(3)Patent_GR-0333(-375)

0214(401)

-0269(-283)0245(101)

-0484(-603)0000(008)0001(039)

0028(414)

0581(201)-2691(-080)0402(161)

0875(205)

-4339(-395)控制控制67350442

(4)Dum_AP-0339(-405)

0166(322)

-0520(-246)0472(220)

-0488(-609)0003(097)0002(061)

0021(375)

2055(431)-1631(-061)0435(157)

0891(210)

-9045(-881)控制控制66930350

(5)Dum_GR-0238(-244)0116(199)

-0679(-336)

0758(308)

-0630(-568)0000(001)-0002(-061)

0026(373)

0503(126)-4252(-144)0586(202)

1363(278)

-8466(-754)控制控制66930406

注由于创新活动存在时间滞后性列(2)至列(5)的控制变量为 t期因变量则为 t+2 期分别表示在 1510水平上显著括号中的数值为 t值所有检验的标准误差均经过异方差和企业层面的聚类调整

控股家族的ldquo垂帘听政rdquo与公司财务决策

中国上市公司研究

-- 134

《管理世界》(月刊)2017年第 3期

资产其他控制变量定义如表 2 所示若

NF_Chair系数为正表明相比由实际控制人

家族成员担任董事长企业非家族董事长企业

更倾向于采用高负债特别是长期负债实证

检验结果如表 5所示

在表 5中我们提供了董事长性质与上市

公司资本结构关系的实证回归结果其中列

(1)和列(2)回归模型的被解释变量分别为资

产负债率和长期负债率我们发现NF_Chair

的系数在所有回归中均显著为正说明相比

于董事长由实际控制人家族成员担任的企业

非家族董事长企业的负债水平更高债务期限

结构更长也就是说当实际控制人家族不直

接与公司发生联系时控股股东倾向于进行更

多的债务融资尤其是长期债务融资该结果

支持了控股股东可能利用债务融资剥削外部

投资者的观点即在投资者保护较弱的情况

下负债的公司治理作用弱化债务融资成为

服务控股股东掏空行为的工具在非家族董

事长企业中家族与公司声誉的分离使得控股

股东与其他投资者的利益冲突加剧为满足其

私利行为控股股东利用非家族董事长的优势

通过债务融资增加其可控制的资源同时由

于上市公司负有长期债务的还款付息压力比

短期债务小财务困境和破产风险较低长期

负债更能为控股股东转移公司资源提供便利

非家族董事长企业也更偏好长期的债务融

资由此本文的假设 2a和 2b得以验证

(三)现金持有与股利支付

为考察董事长的家族身份对上市公司现金

持有政策的影响我们参考Opler等(1999)王

福胜和宋海旭(2012)以及姜彭等(2015)采

用以下模型检验家族与非家族董事长企业现

金持有水平的差异情况

Casht=γ0+γ1 NF_Chairt +γ2Sizet +γ3BMt

+γ4Divdumt +γ5ROEt +γ6Faget +γ7TOP1t

+γ8TOP25t +γ9Institutiont +γ10CFt +γ11Invtt

+γ12Leveraget +γ13Debtt +γ14Wcapitalt

+γ15Wcapitalt +sumIndustry+sumYear+ε (4)其中Cash为公司的现金持有水平CFIn

vt分别为经净资产调整的经营现金流量净额和

资本支出Wcapital为营运资本与现金及其等价物之差

除以净资产Wcapital为Wcapital的变化量其他控制

变量定义如表 2所示

另外借鉴雷光勇等(2015)和魏志华等(2012)104877810486491048662我

们检验了家族与非家族董事长企业在股利政策方面的

不同本文采用的股利支付模型如下

Dividendt=γ0+γ1NF_Chairt +γ2Sizet +γ3 Leveraget

+γ4BMt +γ5ROEt +γ6CFt +γ7Casht +γ8Invtt +γ9 Faget

+γ10PPEt +γ11TOP1t +γ12TOP25t +γ13Institutiont

+γ14SEOt+sumIndustry+sumYear+ε (5)其中Dividend分别为是否支付现金股利(Divdum)

股利支付率(Divearn)在控制变量中CFCashInvt分

别为经总资产调整的经营现金流量净额现金持有水平

和资本支出SEO为公司是否满足法定再融资条件的虚

拟变量若权益收益率介于[67]之间则 SEO取值为

1否则为 0其他控

制变量定义如表 2 所

示具体实证回归结

果见表 6表 6 报告了董事

长的家族身份对公司

表 5 资本结构

注分别表示在1510水平上显著括号中的数值为 t 值所有检验的标准误差均经过异方差和企业层面的聚类调整

NF_Chair

Size

BM

Fage

TOP1

TOP25

Institution

ROA

PPE

Depre

FCF

Intercept

IndustryYearN

Adj R2

(1)Leverage0043(279)

0061(682)

-0324(-867)

0091(756)-0000(-024)-0001(-156)

-0002(-201)

-1675(-1314)-0021(-023)2474(252)

-0025(-579)

-0768(-382)控制控制94840346

(2)Debt

0009(272)

0026(1568)-0003(-035)

0014(605)-0000(-033)-0000(-196)0000(111)

-0068(-512)

0111(708)

-0458(-350)

-0013(-978)

-0552(-1403)控制控制94830300

表 6 现金持有与股利支付

NF_Chair

Size

Leverage

BM

ROE

Fage

TOP1

TOP25

Institution

CF

Invt

Cash

PPE

SEO

Wcapital

Wcapital

Debt

Divdum

Intercept

IndustryYearN

Adj R2

(1)Cash0029(186)

-0072(-717)

-0237(-782)

0130(310)

-0035(-165)-0031(-167)

0002(348)

0003(419)-0001(-115)

1254(1194)

0523(577)

0237(409)0120(182)

-0211(-288)

0049(409)

1225(562)控制控制86430346

(2)Divdum

-0373(-631)

0417(1110)

-2228(-1441)0711(447)

2634(1237)

-0294(-497)0005(241)

0007(274)

0026(587)

1588(640)

1543(441)

0952(507)

-0419(-203)0149(220)

-9891(-1032)控制控制95070345

(3)Divearn

-0038(-378)0008(148)

-0075(-628)

0118(439)

0066(728)

-0032(-345)

0001(402)

0002(369)0000(005)

0202(516)0021(035)

0316(1075)

0099(304)0000(002)

-0313(-258)控制控制95070173

注分别表示在 1510水平上显著括号中的数值为 t值所有检验的标准误差均经过异方差和企业层面的聚类调整

-- 135

现金持有和股利政策影响的实证结果由表 6列

(1)可知NF_Chair的系数显著为正说明由非家族

成员担任董事长的企业的现金持有水平高于实际

控制人家族担任董事长的企业列(2)~(4)则报告

了董事长性质与上市公司股利支付的关系被解释

变量分别为是否支付股利股利支付率在这两

个模型中NF_Chair的系数均为负且至少在 1水

平上显著说明非家族董事长企业的支付股利意

愿股利支付率均明显比家族董事长企业低表 6的实证结果与非家族董事长企业控股股东代理问

题较严重的解释一致即当实际控制人或其家族成

员不担任董事长时控股股东侵占其他股东利益的

动机增强为方便其关联交易资金侵占等掏空行

为上市公司将持有更多的现金发放更少的股

利因此本文的假设 3和假设 4得以验证

以上分析表明家族企业董事长的家族性质显

著影响上市公司的财务决策具体地与家族董事

长企业相比非家族董事长企业的资本支出创新活

动较少债务融资较多债务期限结构较长现金持

有水平较高股利支付意愿水平均较低我们的实

证结果一致支持了家族声誉的解释即在由非家族

成员担任董事长的情况下家族与公司声誉的分离

导致控股家族具有较强的掠夺外部投资者的动机

从而促使其采取有利于其私有收益的财务决策

(四)内生性检验

在考察管理层的性质对上市公司的影响时已

有研究表明家族企业中管理层的任命与公司的表

现存在内生性问题(Bennedsen et al2007Cucculelli and Micucci2008Fahlenbrach2009)具体而

言当实际控制人家族预示到未来可能发生的业绩

下滑或经营不善时为保护家族声誉家族企业将

任命控制家族以外的职业经理人担任上市公司要

职如CEO等同样地家族企业董事长的任命与公

司财务决策之间也可能存在着内生性影响当公

司的财务决策可能导致更高的财务困境或经营困

难时实际控制家族参与企业管理的动机削弱在

处于不同生命周期阶段的家族企业中控股股东对

职业经理人的需求也存在差异为消除董事长性

质与公司财务决策之间的内生性问题我们采用倾

向得分匹配(Propensity Score MatchingPSM)法和

工具变量法对两者关系进行检验

1倾向得分匹配法

倾向得分匹配方法是解决潜在的内生性问题

的常用方法之一(Imbens and Wooldridge2009)

我们首先对董事长的家族性质与可能影响管理层

任命的因素进行 Probit回归计算样本企业的倾向

得分其次根据不同配对原则我们构建了与非家

族董事长企业具有相近特征的家族董事长企业控

制组样本通过比较这两组样本在公司行为上的

差异我们就可以清楚地看出董事长家族属性对财

务决策的影响为较好地控制样本企业在除董事

长家族身份外其他公司特征的差异我们以各财务

决策模型中的控制变量作为配对变量当然我们

也考虑年度和行业的影响在主检验中我们采用

1∶2的最近邻匹配方法构建实验组和控制组样本

同时为保证检验结果的稳健性我们还采用了 1∶1或 1∶3最近邻匹配核匹配半径匹配及重复抽样

等多种配对方法(Bae et al2011Jameson et al2014)

表 7报告了倾向得分匹配方法的检验结果由

表 7 倾向得分匹配(PSM)结果

注分别表示在 1510水平上显著括号中的数值为 t值在重复抽样检验中括号中的数值为 z值

Panel A最近邻匹配(12)Variable

Invt

Patent_AP

Patent_GR

Leverage

Debt

Cash

Divdum

Divearn

Panel B其他配对方法Variable

Invt

Patent_AP

Patent_GR

Leverage

Debt

Cash

Divdum

Divearn

SampleUnmatchedMatched

UnmatchedMatched

UnmatchedMatched

UnmatchedMatched

UnmatchedMatched

UnmatchedMatched

UnmatchedMatched

UnmatchedMatched11匹配-0016(-1038)

-0316(-1088)

-0410(-1071)0077(812)

0006(327)0012(132)

-0120(-1192)

-0048(-910)

NF_Chair=10054005406190619099409940570057000570057025902590399039901430143

13匹配-0015(-611)

-0206(-432)

-0232(-370)

0054(468)

0008(322)0023(176)

-0082(-547)

-0033(-393)

NF_Chair=00081006814420802214112120387051700400051038102360714047802680173核匹配

-0015(-728)

-0219(-512)

-0245(-442)

0055(520)

0008(354)0025(194)

-0091(-708)

-0035(-480)

Difference-0027-0014-0823-0183-1147-02180183005300170007-01220023

-0316-0079-0125-003半径匹配-0018(-643)

-0257(-411)

-0332(-406)

0052(483)

0009(308)0020(126)

-0107(-629)

-0042(-427)

T-stat-1442-565-2146-370-2325-3322402441966254

-1064178

-2923-506-1894-336

重复抽样-0014(-485)

-0183(-508)

-0218(-365)053(342)

0007(227)

0023(244)

-0079(-579)

-0030(-369)

控股家族的ldquo垂帘听政rdquo与公司财务决策

中国上市公司研究

-- 136

《管理世界》(月刊)2017年第 3期

Panel A可知非家族成员董事长与家族成员董事

长企业的投资融资股利政策不仅在配对前明显

不同在控制公司除董事长家族属性外的其他特征

差异后该差异仍然显著存在且与前文实证回归

结果一致具体而言与由实际控制人家族担任董

事长的企业相比非家族成员担任董事长的企业的

资本支出较少以专利申请专利授权量衡量的创

新产出水平较低负债比例较高债务期限结构较

长现金持有较多股利支付的意愿股利支付率均

较低Panel B列示了采用其他配对方法的财务决

策差异检验结果结论与 Panel A 一致在此不再

赘述

2工具变量法

为解决董事长任命与财务决策之间的内生性

问题我们还使用工具变量法检验两者的关系

由于本文的内生变量 NF_Chair 为二元变量我们

采用扩展的 Heckman 两阶段模型即处理效应模型

(Treatment Effect Model)进 行 检 验(Heckman1979)依据本文的研究问题有效的工具变量需

满足两个条件(1)工具变量与上市公司家族董事

长的任命相关即相关性(2)工具变

量与公司财务决策无关只能通过上

市公司董事长的家族性质影响公司

的财务决策即外生性本文采用各

省的无偿献血率及婚姻状况作为上

市公司董事长是否为家族成员的工

具变量104877810486491048663

控股家族是否担任上市公司董事

长受家族拥有的社会资本和家族关系

的影响当控股家族的社会资本越

高如拥有政治关联行业商会身份

等家族为上市公司带来的资源越多

收益越高相比非家族董事长由家族

成员延续公司经营管理更有利于保

存发挥家族社会资本的作用(Xu etal2015)即控股家族拥有的社会

资本越多任用家族董事长的可能性

越高由于无偿献血率反映了地区的

社会资本水平(Guiso et al2004)对

上市公司董事长的选择产生作用而

无偿献血率又不受公司财务决策的影

响(潘越等2009)因此无偿献血率(VBD)是董事

长家族性质的有效工具变量各省的无偿献血数

据来源自卫生部官方网站104877810486491048664家族观念的强弱也会

影响控股家族成员担任上市公司董事长的意愿

当控股家族关系越紧密时家族凝聚力越强由家

族成员担任家族企业董事长的可能性越高地区

水平的婚姻状况反映了人们对家族关系的态度

(Chahine and Goergen2013)从而影响了家族企业

董事长的选择同时地区水平的婚姻状况与上市

公司财务决策也不存在相关关系因此我们选用

地区婚姻状况(Marriage)作为董事长家族性质的工

具变量具体地我们以地区每万人登记结婚件数

与离婚办理件数的自然对数之差衡量地区的家庭

关系强度该数值越大表明地区家庭关系越紧

密地区婚姻状况数据来源于各年《中国民政统计

年鉴》我们预期当地区无偿献血率越高家族关

系越紧密控股家族担任董事长的可能性越高非

家族董事长概率越低即 VBD 和 Marriage 均与

NF_Chair负相关

表 8列示了工具变量法的回归结果在第一阶

表 8 Heckman两阶段回归结果

注分别表示在 1510水平上显著括号中的数值为 t值所有检验的标准误差均经过异方差和企业层面的聚类调整

NF_Chair

Lambda

Size

BM

Leverage

ROA

ROE

Fage

TOP1

TOP25

Institution

Intercept

工具变量

VBD

Marriage

ControlsIndustryYearN

Adj R2

(1)Invt

-0061(-277)0027(208)0001(074)

-0034(-430)-0004(-117)

-0018(-417)

0000(281)

0000(207)

0001(707)

0143(385)

-0275(-213)

-0319(-711)控制控制控制84380175

(2)Patent_AP-1405(-354)

0675(291)

0222(526)

-0464(-222)-0027(-032)0501(188)

-0254(-346)0001(041)-0001(-019)

0023(454)

-4034(-457)

-0301(-236)

-0333(-756)控制控制控制67350347

(3)Patent_GR-1983(-383)

0984(327)

0200(376)-0114(-043)-0132(-124)-0102(-029)

-0327(-356)-0004(-116)-0006(-139)

0031(446)

-3446(-306)

-0301(-236)

-0333(-756)控制控制控制67350445

(4)Leverage0067(076)-0014(-028)

0061(690)

-0319(-765)

-1660(-1193)

0089(563)-0000(-010)-0001(-128)

-0002(-205)

-0780(-397)

-0315(-248)

-0316(-719)控制控制控制94840346

(5)Debt

-0018(-085)0016(133)

0026(1565)-0009(-094)

-0084(-429)

0017(530)-0000(-087)

-0000(-243)0000(121)

-0539(-1347)-0315(-248)

-0316(-719)控制控制控制94830300

(6)Cash

0624(488)

-0353(-463)

-0062(-612)

0222(480)

-0285(-909)

-0020(-093)

-0083(-397)

0003(501)

0005(585)

-0003(-244)

0728(296)-0206(-159)

-0329(-727)控制控制控制86430352

(7)Divdum

-1399(-316)0607(236)

0406(1069)

0513(297)

-2152(-1351)

2597(1203)

-0190(-255)0002(088)0002(057)

0028(623)

-9321(-957)

-0301(-236)

-0326(-743)控制控制控制95070346

(8)Divearn-0151(-225)0066(170)0007(118)

0095(329)

-0062(-436)

0057(547)

-0021(-189)

0001(286)

0001(204)0000(024)

-0242(-187)

-0301(-236)

-0326(-743)控制控制控制95070174

-- 137

段 回 归 中 我 们 以 董 事 长 是 否 为 非 家 族 成 员

(NF_Chair)作为因变量对工具变量及主检验模型中

的控制变量进行 Probit回归受篇幅限制我们仅报

告了工具变量的回归结果由表 8可知VBD与Mar

riage的系数均为显著为负与预期相符说明无偿献

血率和地区婚姻状况是董事长家族性质的有效工具

变量在第二阶段中我们将第一阶段 Probit回归得

到的逆米尔斯比率(Lambda)加入到主检验模型中并

考察董事长性质对公司财务决策的影响我们发现

Lambda的系数在除资本结构外的所有模型中均十分

显著这就表明我们在分析董事长性质与财务决策的

关系时考虑内生性问题的必要性同时除负债率和

期限结构模型中NF_Chair系数的显著性有所下降外

NF_Chair的系数均至少在 5水平显著系数符号也

与主检验的回归结果一致表明控股家族是否担任董

事长显著影响了上市公司的财务决策选择

综合倾向得分匹配法与工具变量法的实证结果

表明在控制了潜在的内生性问题后董事长性质与

公司财务决策的关系不变也即我们的结论具有稳健

性非家族董事长企业与家族董事长企业之间的财务

决策存在显著差异具体而言相比家族董事长企

业非家族董事长企业的投资创新较少负债率较

高债务期限结构较长现金持有较多股利支付意

愿支付率均较低

五进一步研究控股家族ldquo垂帘听

政rdquo对公司治理及公司绩效的影响

本文以上研究发现可以被解释为控股家族的财

务保守行为(除负债率高这一结果之外)而不是我们

分析的因为家族声誉与上市公司声誉的分离使得控

股家族有更强的掏空动机所致在此部分为验证控

股家族ldquo垂帘听政rdquo对家族企业财务行为的影响主要

服务于控股家族的私有利益我们检验了控股家族

ldquo垂帘听政rdquo对公司代理问题产生的影响首先我们

考察了当实际控制人家族成员不担任董事长时控股

股东是否有更多的剥夺中小股东利益的行为其次

我们检验了控股股东较强的掏空动机是否会影响上

市公司的第一类代理问题并以此说明控股股东是否

会与管理层合谋来实现其ldquo隧道rdquo行为此外我们还

检验了董事长的家族身份对公司绩效的影响为控股

家族ldquo垂帘听政rdquo对公司所产生的不良经济后果提供

进一步的证据支持

(一)非家族成员董事长与控股股东私利

行为

为验证非家族董事长公司是否比家族董事

长公司存在更严重的控股股东代理问题借鉴已

有研究我们从两方面衡量控股股东的私利行

为资金占用程度(OREC)即其他应收款净额除

以总资产(Jiang et al2010Liu et al2015Xuet al2015)关联交易情况包括上市公司总关

联交易额占总资产的比例(RPT)关联交易次数

的自然对数 104877810486491048665(NRPT)(Cheung et al2006Jianand Wong2010Peng et al2011Liu et al2015)在检验控股股东掏空行为的模型中除

关键变量 NF_Chair外我们控制了公司规模资

产负债率资产收益率总资产的账市比公司年

龄第一大股东持股比例等公司特征变量及行

业年度固定效应回归结果如表 9所示

列(1)~(3)的结果表明NF_Chair的系数均

显著为正即相对于由实际控制人家族担任董事

长的企业非家族成员担任董事长的公司中控股

表 9 控股股东的私利行为

注分别表示在 1510水平上显著括号中的数值为 t值所有检验的标准误差均经过异方差和企业层面的聚类调整

NF_Chair

Size

Leverage

ROA

BM

Fage

TOP1

TOP25

PPE

Bsize

Independence

Institution

Intercept

IndustryYearN

Adj R2

(1)OREC

0008(290)

-0006(-347)

0052(574)

-0191(-800)

-0031(-449)

0008(463)0000(009)

0000(217)

-0069(-662)-0001(-136)-0024(-119)

-0000(-268)

0281(671)控制控制94720370

(2)RPT

0043(260)0007(069)

0387(725)-0039(-030)

-0123(-287)0039(228)

0002(333)-0001(-089)0016(029)0002(059)-0013(-011)-0002(-191)-0256(-125)控制控制94720139

(3)NRPT0073(168)

0513(2150)

0639(941)-0174(-085)-0111(-101)0063(152)0003(169)

-0008(-476)

0537(390)0019(152)-0379(-111)0001(043)

-9705(-1831)控制控制94720329

(4)RPT_limit0042(256)0007(073)

0388(736)-0028(-022)

-0117(-276)0038(225)

0002(322)-0001(-096)0017(032)0003(063)-0013(-011)-0002(-188)-0293(-143)控制控制94720140

(5)NRPT_limit

0086(191)

0531(2153)

0702(982)-0219(-103)-0082(-071)0080(187)0002(138)

-0009(-508)

0568(404)0016(125)-0421(-120)0001(048)

-10218(-1824)控制控制94720333

控股家族的ldquo垂帘听政rdquo与公司财务决策

中国上市公司研究

-- 138

《管理世界》(月刊)2017年第 3期

股东与中小股东的利益冲突更加严重控股股东侵

占上市公司资金通过关联交易转移公司资源的私

利行为更多当实际控制人或其家族成员不担任

董事长时家族与上市公司的关系较为松散家族

声誉与上市公司声誉的分离导致控股股东的掏空

动机增加一方面为满足其掏空需求控股股东

倾向于将更多的资源保留在公司内部如减少长期

投资提高负债比率延长债务期限持有更多的现

金减少发放股利等另一方面控股股东的机会主

义行为也减少了可用于投资创新活动的资金从

而导致非家族董事长企业的资本支出和专利数量

均较少另外由于部分关联交易可能是公司经营

所需或是服务于公司发展目标而进行的正常交易

活动借鉴姜付秀等(2015)我们在剔除部分可能

存在噪音的关联交易类别后重新检验了董事长性

质 与 关 联 交 易 额(RPT_limit)关 联 交 易 次 数

(NRPT_limit)的关系104877810486491048666列(4)和列(5)报告了该部

分的回归结果与以总关联交易作为被解释变量

的回归模型检验结果一致NF_Chair的系数均显著

为正即相比家族董事长企业非家族董事长企业

与其关联公司有更多的非正常交易潜在的控股股

东私利行为更加严重

(二)非家族成员董事长与管理层代理问题

尽管股东与经理人之间的利益冲突在股权高

度集中的家族企业中较不突出然而在控股股东

不同的掏空动机下家族与非家族董事长企业中的

第一类代理问题可能存在差别当上市公司董事

长由非家族成员担任时控股家族具有较强的攫取

控制权私利的动机而大股东的掏空行为将影响公

司的业绩在以业绩为参照的薪酬体制下大股东

的私利行为将受到管理层的抵制(Wang and Xiao2011)同时因大股东的掏空行为引致的公司负

面报道或业绩不善将损害管理层的声誉(Dyck etal2008)基于自身社会声誉及职业生涯的考虑

管理层将倾向于不配合控股股东的掏空决策因

此为更易实施其机会主义行为疏通其转移资源

的ldquo隧道rdquo控股股东可能会采取联合管理层的方式

侵占中小股东的利益(Burkart et al2003)如降低

薪酬业绩敏感性和离职业绩敏感性增加在职消费

等(苏冬蔚熊家财2013)也即相比于家族董事

长企业非家族董事长公司的控股股东可能会增加

对管理层的激励包括削弱管理层薪酬与业绩的关

联度提高管理层的职位稳定性允许更高的在职

消费等弥补管理层可能的声誉损失

同时由于实际控制人通过任命管理层能够轻

易地获取私利(唐跃军左晶晶2014)中国家族企

业的董事长常与控股股东存在关联(La Porta et al1999Mullins and Schoar2016)董事长的这一特征

为控股家族实现与管理层的合谋提供了可能另

外当上市公司具有较严重的第二类代理问题时

公司的绩效不能很好地反映管理层的努力程度和

能力水平由于缺乏明确的评价管理层表现的标

准管理层的薪酬任职与业绩的关系也较弱(Caoet al2011Wang and Xiao2011)对此我们检验

了董事长性质与管理层薪酬-业绩敏感性离职-业绩敏感性之间的关系即家族与上市公司声誉的分

离在提高控股股东私利行为的同时是否也会恶化

家族企业内的第一类代理问题

表 10列(1)~(3)分别报告了高管董事管理

层薪酬mdash业绩敏感性的回归结果在实证模型中

我们分别采用薪酬最高的前 3名高管董事董监高

的平均薪酬的自然对数作为因变量并控制了高

管董事会管理层的持股比例以及如公司规模等

公司特征变量由表 10 可知检验的关键变量

NF_Chair与 ROA的交叉项在所有薪酬模型中均显

著为负表明相比于家族董事长企业由非家族成

员担任董事长的家族企业中管理层的薪酬mdash业绩

敏感性较低其次我们考察了两类企业中 CEO

董事长的离职mdash业绩敏感性的差异在列(4)和列

(5)显示的 Probit 回归模型中被解释变量分别为

CEO或董事长是否发生变更的哑变量控制变量除

公司规模等特征变量外还包括 CEO或董事长的学

历年龄及任期等可以看出核心变量 NF_Chair

与ROA的交叉项在变更模型中均为正且在 1水平

上显著这就说明在非家族董事长企业中CEO和

董事长因公司业绩表现不佳而发生更替的可能性

较小其离职mdash业绩敏感性比家族董事长企业显著

较低在剔除了董事长与 CEOldquo二职合一rdquo的样本

后回归结果保持不变最后我们也检验了董事

长的家族性质与管理层在职消费之间的关系其中

管理层的在职消费情况用企业支付其他与经营活

动有关的现金与总资产的比例管理费用与总资产

-- 139

的比例进行衡量如列(6)和列(7)所示NF_Chair

的系数显著为正说明与家族董事长企业相比非

家族董事长企业中管理层的在职消费更高以上

结果表明在实际控制人家族不担任上市公司董事

长的家族企业中不仅控股股东具有较多的掏空行

为经理人的代理问题也更加严重即家族声誉与

上市公司声誉的分离恶化了上市公司的治理水平

管理层可能与控股股东合谋而为其机会主义行为

提供便利

(三)非家族成员董事长与公司绩效

与董事长性质相对应的公司的财务决策一方

面可能是实际控制人攫取其个人私利的手段从而

损害了公司的业绩表现另一方面家族与非家族

董事长企业财务决策的差异可能适应了公司发展

需要对公司有利因此考察控股家族是否担任

董事长对上市公司绩效的影响将有助于我们更好

地判别上市公司财务决策背后的动机为检验董

事长的家族身份对业绩的影响我们从 3个方面衡

量公司的会计绩效包括资产收益率(ROA)权益

收益率(ROE)销售利润率(ROS)另外由于中国

企业很少破产我们也将企业是否被证监会ldquoSTrdquo或ldquoPTrdquo视为经营不善的极端情况采用以公司股票是

否被特殊处理的二元变量(ST)作为因变量的Probit

模型比较了家族与非家族董事长企业在绩效表现

上 的 差 异 除 董 事 长 是 否 为 非 家 族 成 员

(NF_Chair)这一关键变量外我们在实证模型中也

控制了可能影响公司绩效的因素如公

司规模负债率等公司特征变量及董事

会规模独立董事占比等公司治理变

量实证结果如表 11所示

表 11 列示了董事长的家族身份与

公司绩效的关系的检验结果由列(1)~(3)可以看出NF_Chair 的系数均显著

为负说明与由实际控制人家族成员担

表 11 公司绩效

注分别表示在 1510水平上显著括号中的数值为 t值所有检验的标准误差均经过异方差和企业层面的聚类调整

NF_Chair

Size

Leverage

BM

PPE

Invt

Fage

TOP1

TOP25

Institution

Bsize

Independence

Intercept

IndustryYearN

Adj R2

(1)ROA

-0011(-438)

0020(1276)

-0102(-1368)

-0081(-1313)

-0043(-464)

0043(284)0003(132)

0001(841)

0001(557)

0001(595)

0002(225)-0007(-034)

-0319(-827)控制控制85960326

(2)ROE

-0018(-281)

0033(1065)

0033(310)

-0182(-1307)

-0076(-306)0051(123)0002(037)

0002(1018)

0002(823)

0002(453)-0001(-027)-0041(-075)

-0555(-782)控制控制85960068

(3)ROS

-0031(-247)

0067(961)

-0470(-1166)

-0099(-386)-0084(-193)0158(213)0014(174)

0001(397)

0001(241)

0002(218)0005(122)0021(020)

-1411(-334)控制控制85770228

(4)ST

0294(362)

-0624(-1027)1597(800)0279(108)

0606(199)

-4419(-384)

0538(453)-0001(-019)-0005(-122)

-0019(-252)0024(096)0758(101)

5425(436)控制控制85810477

表 10 薪酬及离职业绩敏感性在职消费

注Ownership在列(1)~(3)中分别为高管董事管理层的持股比例Education与 Tenure分别表示 CEO或董事长的学历任期Duality表示董事长与 CEO是否二职合一若董事长与 CEO为同一人则取值为 1否则为 0在列(4)和(5)中公司绩效 ROA为上一期的资产收益率在列(6)和(7)中PPE为固定资产与存货净额之和除以总资产分别表示在 1510水平上显著括号中的数值为 t值所有检验的标准误差均经过异方差和企业层面的聚类调整

NF_Chair

NF_ChairtimesROA

ROA

Size

Fage

TOP1

TOP25

Institution

Leverage

BM

PPE

Bsize

Independence

Ownership

Education

Age

Tenure

Duality

InterceptIndustryYearN

Adj R2

(1)Execomp-0023(-067)

-0773(-286)

1415(651)

0362(1902)0010(035)0001(132)

0006(426)

0006(269)

-0092(-184)

-0500(-613)-0126(-122)

0039(437)0396(156)

0185(247)

3186(673)控制控制90470479

(2)Dircomp-0061(-158)

-0828(-274)

1452(617)

0405(1973)-0026(-085)0001(047)

0004(278)0004(160)

-0120(-245)

-0549(-624)-0165(-152)

0060(631)0054(020)

0190(247)

2158(390)控制控制89600457

(3)Dsecomp-0001(-003)

-0767(-268)

1428(642)

0368(1961)0026(092)0002(144)

0006(441)

0006(234)

-0081(-166)

-0486(-605)-0050(-047)

0038(401)0321(128)0027(041)

3124(695)控制控制83900418

(4)CEO_change0142(384)

1637(410)

-2051(-633)

0068(324)0053(144)

-0003(-267)-0003(-183)-0004(-134)0038(075)

-0262(-251)-0056(-047)-0006(-054)0290(083)

-0035(-196)

0010(474)

-0249(-2146)

-0096(-269)

-1738(-228)控制控制82530183

(5)Chair_change0356(805)

1450(320)

-1507(-375)0068(257)

0251(452)

-0005(-346)

-0006(-287)-0004(-104)

0131(266)

-0428(-287)-0167(-106)

-0089(-401)-0002(-086)

-0160(-1465)

-0309(-551)

-5719(-998)控制控制83870231

(6)Fee_other0009(244)

-0011(-538)

0012(400)0000(035)-0000(-126)0000(154)

-0036(-367)0002(183)0055(190)

0245(557)控制控制97340129

(7)Fee_manage0006(432)

-0013(-1344)0004(337)

-0000(-255)-0000(-017)

0000(357)

0005(127)

0001(202)0008(059)

0268(1231)控制控制97330233

控股家族的ldquo垂帘听政rdquo与公司财务决策

中国上市公司研究

-- 140

《管理世界》(月刊)2017年第 3期

任董事长的公司相比非家族董事长企业的 ROA

ROEROS均较低列(4)报告了董事长的家族性

质 与 上 市 公 司 被 证 监 会ldquoSTrdquo的 概 率 的 关 系

NF_Chair的系数为正且在 1水平显著表明非家

族董事长公司比家族董事长公司更可能被ldquoSTrdquo即非家族董事长企业在出现亏损的情况下更不容易

扭亏为盈综合结果显示相比于家族董事长企

业非家族董事长公司的绩效较差即前文阐述的

家族与非家族董事长企业财务决策的差异更可能

是控股家族基于自利目标选择的结果服务于控股

股东侵占中小股东利益的动机为控股家族ldquo垂帘

听政rdquo扭曲了公司财务决策提供了进一步的证据

支持

六稳健性检验

为保证本文结论的可信性我们从以下几个方

面进行了稳健性检验包括

(1)参照冯旭南(2012)闵亦杰等(2016)我们

将最终控制人可追溯到自然人或家族且其控股比

例不少于 10的企业定义为家族企业并重新进行

以上检验结果支持前文结论当我们以 20作为

定义家族企业的临界点时结论保持不变

(2)参 照 王 化 成 等(2007)韩 亮 亮 和 李 凯

(2008)以及苏忠秦和黄登仕(2012)等我们在剔

除了 STPT类上市公司后对董事长性质与财务决

策的关系进行重新检验实证回归结果与前文基本

一致借鉴涂瑞和肖作平(2010)我们以剔除了资

产负债率大于 1的公司后的样本作为研究对象结

论与前文一致

(3)为消除行业影响我们以经过行业调整的

投资融资股利支付等各项财务决策变量作为解

释变量对研究假设进行了重新检验结果未有实

质性改变另外我们采用 Tobit模型对创新产出

股利支付关联交易与董事长的家族性质之间的关

系进行重新检验结论与主检验相同

(4)借鉴 Amore 等(2011)我们以董事长变更

作为外生事件采用 Difference-in-Difference(DID)方法检验董事长性质与财务决策的关系为检验

两者关系我们以控制家族不变而董事长发生变更

的企业变更前后各两年的样本作为研究对象其

中实验组为由家族董事长变更为非家族董事长的

企业对照组为董事长一直由控制家族担任的企

业在选择变更样本前我们要求样本企业在关键

变量上不存在数据缺失的情况研究发现DID检

验的实证结果与前文结论基本一致但关键变量系

数的显著性下降104877810486491048667

(5)控股家族尽管可能选择不做董事长但可

能派出家族成员担任 CEO这与本文所界定的ldquo垂

帘听政rdquo有所差异为进一步明确ldquo垂帘听政rdquo的含

义我们将控股家族完全放弃上市公司关键职位

(包括董事长和 CEO)的现象重新定义为ldquo垂帘听

政rdquo并重新检验ldquo垂帘听政rdquo对财务决策的影响结

论保持基本不变

限于篇幅我们没有在文中报告稳健性检验的

结果

七结论

基于诸多中国家族上市公司董事长由非家族

成员担任这一现象本文以 1999~2014年所有 A股

上市家族企业作为研究样本实证检验了董事长是

否为实际控制人家族成员对上市公司财务决策的

影响我们研究发现当家族企业的董事长由与实

际控制人无明确家族关系的人员担任时上市公司

的财务决策明显区别于家族成员担任董事长的企

业具体而言与家族董事长企业相比非家族董

事长企业的资本支出和创新产出较少负债比例较

高债务期限结构较长现金持有较多股利支付的

意愿股利支付率均较低同时非家族董事长企

业的绩效也较差被ldquoSTrdquo的可能性更高进一步的

检验表明在由非家族成员担任董事长的家族企业

中公司治理水平较低主要表现为较严重的控股

股东代理问题包括更多的关联交易和资金占用

等与此同时管理层的代理倾向也较高包括管

理层的薪酬mdash业绩敏感性离职mdash业绩敏感性较

低在职消费较多等综合实证结果表明当实际

控制人家族不担任公司董事长时家族与上市公司

声誉的分离增强了控股股东侵占中小股东利益的

动机公司财务决策成为服务控股股东掏空行为的

重要工具即新兴市场中的家族企业财务决策与控

股股东代理问题相关在考虑了潜在的董事长任

命与公司决策之间的内生性问题及一系列稳健性

检验后本文研究结论保持不变

-- 141

本文从非家族董事长的角度考察了控股家族

与上市公司之间的关系为家族与非家族参与公司

财务决策的差异提供了新的解释既补充了家族企

业财务决策领域的文献丰富了有关控股股东代理

问题的研究也为新兴市场中声誉如何发挥作用提

供了证据同时本文的研究结论也有助于投资者

进一步认识家族企业从表现上看引入职业经理

人固然可以降低控股家族对家族企业的控制提高

管理层的经营能力改善公司绩效然而与非家族

CEO非家族董事不同由家族放弃直接管理权引

入非家族董事长带来的可能是居于ldquo幕后rdquo的控股

股东更强的转移公司资源的动机恶化公司经营情

况因此在评价家族对上市公司可能的影响时

我们应具体分析家族涉入的方式及程度而进一步

结合控股家族的其他特征如家族内部结构股权变

动情况等进行分析也是我们后续研究努力的方向

(作者单位中国人民大学商学院责任编辑

尚增健)

注释

①Allen等(2005)针对中国家族企业创始人或高管的调查显示ldquo提升声誉rdquo是企业上市的重要原因之一而ldquo声誉损失rdquo则被视为是公司失败的主要风险

②以本文样本为参考中国上市家族企业中 CEO由非家族成员担任的比例约为 63这一比例也高于国外家族企业职业经理人的占比

③依据 2015年《中国家族企业传承报告》在其抽样调查的 839家家族控股企业中绝大多数企业仍由第一代创始人管控Xu等(2015)的研究也显示在 2003~2011年间仅有 20的上市家族企业的董事长或CEO由二代担任

④家族企业职业经理人与控制家族反目的事件屡见不鲜其中国美电器就是职业经理人与控制家族斗争的典型例子

⑤2015年《中国家族企业传承报告》显示约 74的企业主年龄介于 40~60 岁之间60 岁以上的家族企业主仅 8左右本文样本也表明实际控制人的平均年龄为 50岁左右

⑥对于控股家族退居ldquo幕后rdquo是否以及怎样影响了企业财务行为我们在后文进行了较为详细的分析

⑦在判定最终控制人时我们采用的上市公司职位级别排序的标准为董事长gtCEO或总经理gt董事gt其他

⑧对此变化的可能解释为 2008~2009年大量中小企业在创业板的上市而这些中小企业的管理权大多仍掌握在企业家或实际控制人手中在剔除中小板创业板公司样本后由非家族成员担任董事长的比例稳定在 42左右

⑨当我们采用以购建固定资产无形资产和其他长期资产支付的现金与处置固定资产无形资产和其他长期资产收回的现金之差除以期初的总资产来衡量公司资本支出水平时实证结果保持不变

⑩研发投入数据存在大量缺失且可能存在失真情况如为避免向竞争对手透露公司战略公司可能未真实披露其RampD数额

104877810486491048659当我们采用剔除了外观设计的专利总申请数授权数或采用 t+3期的专利申请授权数作为创新水平的代理变量

实证结果保持不变104877810486491048660在控制其他可能影响上市公司现金持有水平的因素后

我们发现非家族董事长企业比家族董事长企业的现金持有水平高

104877810486491048661由于篇幅限制此处未报告相关系数的检验结果104877810486491048662参考邓建平和曾勇(2005)考虑自由现金流影响的股利

支付模型我们对董事长性质与上市公司股利政策进行了重新检验结果保持不变

104877810486491048663当我们以上市公司所在地同行业中由非家族成员担任董事长的比例或上市公司所在地其他上市公司中非家族董事长比例作为工具变量时研究结论保持不变

104877810486491048664由于卫生部披露的各省份无偿献血情况仅有 2004年度及 2005年第一季度的数据且地区社会资本水平也较稳定我们以 2004年各省无偿献血率作为样本区间内地区社会资本水平的衡量指标

104877810486491048665参考魏明海等(2013)我们将上市公司的关联交易按交易方向区分为上市公司向关联方购买销售产品等的关联交易后对董事长性质与控股股东私利行为分别进行检验结论基本不变

104877810486491048666依照CSMAR数据库中对关联交易的分类及本文研究目标我们剔除了类别为ldquo合作项目rdquoldquo许可协议rdquoldquo研究与开发成果rdquoldquo关键管理人员报酬rdquo及ldquo其他事项rdquo的关联交易

104877810486491048667关键变量不显著的原因可能是样本数量太少尽管在不同的公司财务决策下满足筛选条件的样本数量不同但在实际控制人家族保持不变的情况下董事长由家族成员变更为非家族成员的变更事件至多 36起而董事长一直由实际控制人或其家族成员担任的变更事件则至多有 35起

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-- 145

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《管理世界》(月刊)2017年第 3期

外控股家族还可直接通过管理层从事谋取家族私

利的行为如资金占用违规担保等违法违规行为

(郑杲娉2012)家族企业也可能因潜在较严重的

控股股东代理问题而受到阻碍如担保贷款较多

(陈德球等2013Pan and Tian2016)债务期限较

短(苏忠秦黄登仕2012)相反家族参与企业管

理也可能降低第二类代理问题如有二代参与的企

业的资金占用关联交易较少(Xu et al2015)尽

管家族管理使得控股家族具备较强的攫取私利的

能力控股家族是否实施掏空行为则取决于其对该

私利行为收益和成本的权衡然而在已有家族管

理对财务决策影响的文献中有关控股家族代理问

题的讨论却很少也未有涉及家族管理对控股家族

从事私利行为成本的影响另外已有的研究在探

讨家族管理对财务决策的影响时大部分只关注

CEO(李婧等2010李婧贺小刚2011)高管团队

(蔡地等2016)或将董事长与 CEO视为整体进行

讨论(魏志华等2012严若森叶云龙2014Panand Tian2016)而未区分不同家族管理涉入方式

的影响差异尤其是董事长这一重要职位

依据《中华人民共和国公司法》董事长是公司

的法人代表拥有法律赋予的最高权力在中国家

族企业中董事长往往由实际控制人指派与控股

家族有着显性或隐性的社会联系(Mullins and Schoar2016)因此无论董事长是家族成员还是非家

族成员其权力均在不同程度上受控股家族的约

束家族对公司决策有充分的影响力而集中的股

权结构及缺乏有效的公司治理机制也使得控股家

族在包括投资融资等方面具有绝对的主导权从

这一方面看我们认为在中国家族企业中上市公

司的财务决策首先服务于控股家族的目标其次才

是基于企业的发展需要做出战略选择因此在家

族企业中控股股东代理问题是核心代理问题(Shleifer and Vishny1997La Porta et al1999Claessens et al2002王明琳2006)控股股东侵占中小

股东动机的强弱将直接影响上市公司的财务决策

(Liu et al2015)

董事长是否由家族成员担任影响控股家族侵

害其他投资者的意愿已有研究表明声誉是一项

能够为企业家带来收益的无形资产(姜涛2010)

在中国商业经济发展中发挥重要作用(Allen et al

2005)良好的声誉有助于家族或企业获取ldquo关系

型rdquo借贷政治联系等声誉的损失则会给家族或企

业带来巨大的代价(叶康涛等2010)作为市场的

长期参与者控股家族高度重视家族声誉以及基于

此建立起来的社会关系(Park and Luo2001Anderson and Reeb2003Allen et al2005Xu et al2015)当控股家族成员担任董事长时家族的社

会嵌入度增加控股家族声誉及社会地位得以提

高但与此同时其私利行为也更易被投资者债权

人监管机构等发觉由于董事长企业家族 3者

声誉的绑定因控股家族私利行为导致的公司经营

不善对董事长能力的质疑也在一定程度上损害了

家族的声誉而当上市公司董事长由非家族成员

担任时由于实际控制人家族不通过担任公司法人

代表直接参与经营管理家族声誉与董事长公司

形象的分离降低了家族声誉受损的成本退居ldquo幕

后rdquo也增加了外部投资者的监督难度在这种情况

下控股家族通过ldquo隧道rdquo转移公司资源的动机增

强与中小股东的利益冲突加剧即与家族成员担

任董事长的企业相比非家族董事长企业的代理问

题将更加严重

基于以上分析我们预期家族董事长企业与

非家族董事长企业在投资融资现金持有股利分

配等财务决策方面将存在显著差异

投资决策是公司最重要的决策之一关乎企业

未来的生存和发展因此控股家族目标首先将影

响公司的长期投资决策控股家族往往将家族企

业视为一项家族资产(Casson1999)为实现家族财

富的世代传承家族企业的投资行为具有长期导向

(Le Breton-Miller and Miller2006)然而控股股

东自身的代理倾向则决定了上市公司进行长期投

资的意愿及多寡当控股家族具有较强的侵占外

部投资者动机时家族目标将变得较为短视控股

家族更愿意将资源控制在企业内部以方便其掏空

或投资于周期短风险低的项目进行长期投资的

动力较小同时控股家族通过ldquo隧道rdquo转移上市公

司资产的私利行为如关联交易资金占用等也进

一步减少了公司进行投资可使用的资源因此在

第二类代理问题较严重的公司中上市公司的长期

投资可能较少

在创新和研发方面由于研发兼具长期性高

-- 129

投入高风险的特点(Hirshleifer et al2012)相比

其他投资活动创新对公司经营的风险收益影响

更强(Kothari et al2002)恰如本文前面所分析

的当上市公司董事长由非家族成员担任时家族

声誉与公司形象的分离降低了家族声誉受损的成

本控股家族退居ldquo幕后rdquo的家族企业的代理问题更

加严重因此我们预期非家族成员董事长公司

的创新活动将相对较少

假设 1与由控股家族成员担任董事长的企业

相比非家族董事长企业的投资水平较低

控股股东代理问题也将影响上市公司的资本

结构选择由于负债的股权非稀释效应控股股东

在利用负债融资增加其可支配的资源的同时并未

增加其被收购或丧失家族控股地位的可能性因

此具有较强掏空动机的家族企业将倾向于进行更

高的债务融资(Du and Dai2005)在中国尽管存

在《破产法》但是由于对债权人权利的保护不力

控股家族并不必过于担心负债会导致企业陷入破

产境地(Jiang and Kim2015)债务融资可能成为

控股家族掏空的手段(金雪军张学勇2005戴璐

汤谷良2007孙健2008)无疑作为资本市场的

长期参与者控股家族关注家族声誉及与其他投资

者的关系(Anderson and Reeb2003)并趋于风险

规避(Shleifer and Vishny1986McConaughy et al2001)然而当实际控制人家族不担任上市公司

董事长而退居ldquo幕后rdquo时公司因高负债发生债务违

约财务困境甚至破产对家族声誉的损害较小非

家族董事长企业比家族董事长企业具有更强的债

务融资意愿

由于不同期限的债务对公司行为的影响不同

控股家族对长期短期负债的偏好也存在差异一

方面与长期债务相比短期债务较短的周转时间

及其定期的利息支出减少了公司内部可供控股股

东掠夺的资源财务困境和破产风险的增加也使得

控股家族不得不担心上市公司有价值的ldquo壳rdquo资源

的丢失而减少其掏空行为另一方面期限较短的

债务融资要求上市公司与资金供给方频繁签订合

约对上市公司的监督力度更强妨碍了控股股东

私人利益的攫取(苏忠秦黄登仕2012)相比于

短期负债控股股东更倾向于进行长期债务融资

尤其当控股股东具有较强的掏空动机时其长期债

务融资偏好更加显著因此由于家族与非家族董

事长企业的控股股东利用债务融资谋取私利的动

机存在差异其长期债务融资倾向也不同

假设 2a与由控股家族成员担任董事长的企业

相比非家族董事长企业的资产负债率更高

假设 2b与由控股家族成员担任董事长的企业

相比非家族董事长企业的长期负债率更高

就现金持有决策而言由于代理问题的存在

与非流动资产相比控股股东倾向于持有较多的流

动资产(Liu et al2015)而现金易转移成本低的

特点使其成为控股股东资源转移侵占的主要对象

(Myers and Rajan1998陈德球等2011)控股股

东既可通过直接的现金交易侵占上市公司资金也

可间接地将现金投资于对其有利的项目(Dittmaret al2003)因此当控股股东具有较强的剥夺中

小股东的欲望时上市公司将持有较多的现金以方

便其掏空行为当上市公司董事长由非家族成员

担任时家族与公司声誉相分离控股股东剥夺外

部投资者的动机增强进而促使非家族董事长企业

比家族董事长企业持有较多的现金

假设 3与由控股家族成员担任董事长的企业

相比非家族董事长企业的现金持有水平更高

股利作为利益分配的重要方式也受公司内部

代理冲突尤其是控股股东侵占动机的影响已有

研究表明在制度环境较好的情况下上市公司将

发放更多的股利(La Porta et al2000Faccio et al2001Allen et al2005)当控股股东的两权分离度

较高时上市公司则常常不发或少发股利(Faccioet al2001邓建平曾勇2005王化成等2007)

通过不发或少发股利控股股东将现金保留在公司

内部并利用ldquo隧道行为rdquo将现金占为己有上市公

司的股利支付意愿下降由于家族董事长企业与

非家族董事长企业具有不同程度的控股股东代理

问题两类公司的股利政策也将存在差异当然

控股股东采用缩减或不发股利这种侵占中小股东

利益的方式也存在成本包括声誉损失承担诉讼

风险等(Dyck and Zingales2004)尽管中国投资

者不存在明显的股利偏好但是近些年来我国媒

体对不发或少发股利的ldquo铁公鸡rdquo或ldquo微股利rdquo公司

的报道却屡见不鲜报道更是引发广泛热议(李小

荣罗进辉2015)由于此类报道负面新闻居多

控股家族的ldquo垂帘听政rdquo与公司财务决策

中国上市公司研究

-- 130

《管理世界》(月刊)2017年第 3期

媒体的ldquo关注rdquo不仅损害了公司的声誉也对管理层

尤其是董事长的形象造成了不良影响当上市公司

董事长由非家族成员担任时家族声誉不因较低的

股利支付问题而受损将会加强控股股东将原本作为

股利支出的现金占为己有的欲望即该类企业的股

利支付意愿和股利支付率都将会更低

假设 4与由控股家族成员担任董事长的企业相

比非家族董事长企业的股利支付率较低

三数据变量与描述性统计

(一)数据来源与样本选择

本文以 1999~2014 年所有的 A 股上市公司为初

始样本借鉴苏启林和朱文(2003)邓建平和曾勇

(2005)Maury(2006)许静静和吕长江(2011)等有

关家族企业的定义我们将符合以下条件的企业视

为家族企业(1)最终控制人能够追溯到自然人或家

族(2)最终控制人直接或间接是上市公司的第一大

股东我们首先从CSMAR数据库获取了上市公司实

际控制人的基本信息将其与年报一一进行校对并

确定唯一的最终控制人本文对家族企业最终控制

人的判定标准为(1)当仅有一名实际控制人时该

自然人为最终控制人(2)当存在多名无亲缘关系的

自然人股东时持股比例最高的自然人为最终控制

人(3)当实际控制人为家族且存在持股比其他家族

成员至少高 10的实际控制人时该成员为最终控

制人(4)当实际控制人为家族且家族成员持股均衡

时最终控制人为在上市公司任职且职位级别最高

的家族成员⑦

由于董事长的背景信息并非强制披露我们首先

根据上市公司年报招股说明书等对最终控制人与

董事长的关联关系进行了手工整理对于未明确说

明两者关系的公司我们进一步通过百度等途径网

络搜索相关信息最终确认实际控制人与董事长的

亲属关系鉴于研究惯例我们剔除了(1)最终控

制人为非自然人或家族(2)金融保险业公司(3)主要数据缺失的样本最终得到 9528个观测值样

本的年度行业分布详见表 1在本文中我们将与最终控制人有亲属关系的董

事长界定为家族董事长关系类型包括最终控制人

本人夫妻父子女母子女兄弟妹姐弟妹和其

他亲戚关系如叔侄等对于无法通过公开资料查询

到与最终控制人是否存在亲属关系的董事长我

们将其划分为非家族董事长在本文样本中尽

管由实际控制人家族成员担任董事长的样本占绝

大多数仍有 2611的家族企业选择聘用非家族

成员担任董事长从年度分布上看由非家族成

员担任董事长的比例在 2008年之前变化不大在

2008 年出现显著下降并随后稳定在 20左右⑧

在行业分布上由于制造业样本占总样本的比例

远超过其他行业为避免样本分布出现严重偏差

我们根据证监会二位行业代码进一步将其细分

由表 1可以看出家族与非家族董事长的行业分

布较不均匀例如在批发零售电力及综合类企

业中超过 40的家族企业样本聘用非家族成员担

任董事长而在电子行业中该比例仅为 1398

表 1 样本分布Panel A年度分布

年度1999200020012002200320042005200620072008200920102011201220132014合计

Panel B行业分布

行业农林牧渔业

采掘业食品饮料

纺织服装皮毛木材家具造纸印刷

石油化学塑胶塑料电子

金属非金属机械设备仪表医药生物制品其他制造业

电力煤气及水的生产和供应业建筑业

交通运输仓储业信息技术业

批发和零售贸易房地产业

社会服务业传播与文化产业

综合类合计

总样本N12187614221733836243051155063693412131346134813959528

非家族董事长N492959961511751931971701841992322362622922488

总样本N1949836546091221102060866919657481425319384972439501238743939528

33335000381641554424446748344488385530912893213119131753194420932611

非家族董事长N44341051351843280851534121793128453220419818455202032488

家族董事长N8947831211871872373143804527359811110108611037040

2268346928772935197819462745139822872097239321835283233238102099451036732311270351652611

家族董事长N150642603257317874052351615535691112514852768241317183541907040

66675000618458455576553351665512614569097107786980878247805679077389

7732653171237065802280547255860277137903760778174717766861907901549063277689729748357389

-- 131

这也说明了我们在实证分析中控制样本年度行业

的必要性

(二)变量定义

为检验董事长是否为家族成员对公司财务决

策的影响本文考察了上市家族企业的董事长是否

为控股家族成员与公司投资资本结构现金持有

以及股利政策的关系在投资决策方面借鉴 Anderson等(2012)我们着重检验了董事长的家族身

份对公司资本支出创新活动的影响与已有研究

一致(陈德球等2012Xu et al2013)我们采用购

建固定资产无形资产和其他长期资产支付的现金

与期初的总资产的比值作为公司资本支出的衡量

指标⑨由于研发投入数据的可得性问题⑩本文用

公司申请专利专利被国家知识产权局授权的情况

表示公司创新水平其中专利包括发明实用新型

及外观设计 3类创新作为一项长期的需要大量

资金投入的活动从研发投入到专利产出常存在时

间间隔因此在实证回归中我们用向后滞

后两期的专利数量来代表当期的研发水平104877810486491048659

(He and Tian2013Tan et al2015)衡量指

标包括专利申请数(Patent_AP)和专利授权

数(Patent_GR)在融资方面我们从公司的

资产负债率(Leverage)及债务的期限结构

(Debt)两方面考察了家族成员董事长企业与

非家族成员董事长企业在资本结构方面的差

异其中负债率与债务期限结构分别为总负

债长期负债与总资产的比值(Fan et al2011)为衡量上市公司的现金持有水平

(Cash)我们计算了上市公司拥有的现金及

其等价物与净资产的比值其中现金及其等

价物为货币资金交易性金融资产及短期投

资净额之和净资产为扣除货币资金等现金

及其等价物后的总资产对于上市公司的股

利政策我们采用两个指标进行衡量包括

是否支付现金股利的虚拟变量(Divdum)若

支付现金股利取值为 1否则为 0股利支付

率(Divearn)即每股现金股利除以每股净

利润

董事长的家族属性是本文的关键变量

我们用虚拟变量NF_Chair表示若上市公司

的董事长不由实际控制人本人或其家族成员

担任NF_Chair取值为 1否则为 0在各财务决策

模型中我们也控制了可能影响上市公司决策的因

素如公司规模(即总资产的自然对数)公司年龄

(为公司成立年限的自然对数)第一大股东持股比

例机构投资者持股比例等变量鉴于宏观因素和

行业特征等可能对公司的决策产生影响我们在模

型中也加入了年度行业的虚拟变量另外我们

对所有的连续变量在 1和 99分位数上进行Winsorize处理以消除极端值对实证结果的影响各主

要变量的定义参见表 2(三)描述性统计

表 3的 Panel A报告了基于总样本的描述性统

计结果在本文样本中由实际控制人家族成员担

任董事长的情况颇为常见(大部分为最终控制人亲

自担任董事长)只有 261的家族企业的董事长由

非家族成员担任然而对于这些平均仅成立 12年

的样本企业而言该比例显著高于基于国外一般家

表 2 主要变量的定义变量

NF_Chair

Invt

Patent_APPatent_GRLeverageDebt

Cash

DivdumDivearnROAROEROSST

ORECRPTNRPTExecompDircompDsecomp

CEO_changeChair_changeFee_other

Fee_manageSize

BM

FageTOP1TOP25

InstitutionBsize

IndependenceIndustryYear

含义及计算方法

非家族成员董事长虚拟变量若董事长不由实际控制人或其家族成员担任时取值为 1否则为 0资本支出额为购建固定资产无形资产和其他长期资产支付的现金除以期初总资产

专利申请数为发明实用新型外观设计申请数之和(加 1)的自然对数专利授权数为发明实用新型外观设计授权数之和(加 1)的自然对数资产负债率为总负债除以总资产负债期限结构为长期负债除以总资产

现金持有比例计算公式为(货币资金+交易性金融资产+短期投资净额)(总资产-货币资金-交易性金融资产-短期投资净额)

股利支付虚拟变量若公司发放现金股利为 1否则为 0股利支付率为每股现金股利除以每股净利润资产收益率为净利润除以总资产权益收益率为净利润除以权益销售利润率为净利润除以营业收入是否被 ST的虚拟变量若公司被ldquoSTrdquo或ldquoPTrdquo为 1否则为 0资金占用为其他应收款净额除以总资产关联交易额为上市公司关联交易额总资产关联交易次数为上市公司关联交易次数的自然对数高管薪酬为薪酬最高的前 3名高管平均薪酬的自然对数董事薪酬为薪酬最高的前 3名董事平均薪酬的自然对数管理层薪酬为薪酬最高的前 3名管理层平均薪酬的自然对数CEO变更虚拟变量若CEO发生变更为 1否则为 0董事长变更虚拟变量若董事长发生变更为 1否则为 0在职消费为支付其他与经营活动有关的现金除以总资产管理费用率为管理费用除以总资产公司规模为总资产的自然对数总资产账市比为考虑非流通因素的总资产账面价值除以总资产的市场价值其中总资产的市场价值=每股权益times非流通股股数+期末收盘价times流通股股数+负债账面价值)公司年龄为公司成立年限的自然对数第一大股东持股比例第二至第五大股东持股比例之和机构投资者持股比例董事会规模为董事会人数独立董事比例为独立董事人数除以董事会人数行业根据证监会行业代码分类共 21个行业哑变量年度样本区间为 1999~2014年共 14个年度哑变量

控股家族的ldquo垂帘听政rdquo与公司财务决策

中国上市公司研究

-- 132

《管理世界》(月刊)2017年第 3期

族企业发展演变过程中预期的职业经理人参与

率在投资方面样本企业 InvtPatent_APPat

ent_GR的均值分别为 00761204和 1808而在资

本结构方面Leverage和 Debt的均值分别为 437

45说明家族企业的平均负债水平较高其中短

期负债是企业负债的主要组成部分在现金持有

和股利政策上家族企业的平均现金持有水平为

425平均股利支付率为 235其中发放现金股

利的企业占总样本的 631从绩效情况看家族

企业在样本区间内平均的 ROAROEROS 分别为

37675样本企业的绩效表现与其他研究

使用的样本企业相近(Liu et al2015Xu et al2015)从公司股权结构情况看第一大股东持股

(3313)远高于第二至第五大股东的持股比例之

和(2043)作为国外公司股权结构与公司治理的

重要参与者机构投资者在中国家族企业中平均持

股仅为 445

为说明控股家族ldquo垂帘听政rdquo的影响我们进一

步比较了家族董事长企业与非家族董事长企业在

财务决策上的异同如 Panel B所示家族成员董

事长企业 InvtPatent_APPatent_GR的均值分别为

008414392136而非家族成员董事长公司的 In

vtPatent_APPatent_GR 的 均 值 分 别 为 005406120982这就说明由非家族成员担任董事长的

家族企业在资本支出研发方面均显著低于由实际

控制人或其家族成员担任董事长的企业在资本

结构方面非家族成员董事长企业的资产负债率和

长期负债率均显著高于家族成员董事长企业具

体地非家族成员董事长企业 LeverageDebt的均值

(中位数)分别为 0577(0506)0057(0009)而家

族成员董事长企业 Leverage和Debt的均值(中位数)

仅为 0388(0363)0040(0002)从现金持有和股

利方面看相比于由控制家族成员担任董事长的企

业非家族成员董事长企业平均而言更不倾向发放

现金股利股利支付更少其现金持有水平在均值

和中位数上也显著少于家族成员董事长企业104877810486491048660相

似地无论是 ROAROE还是 ROS非家族成员董事

长企业的业绩表现均显著差于由实际控制人家族

成员担任董事长的企业

另外我们也检验了变量之间的相关系数104877810486491048661

结果显示董事长是否为家族成员与各财务决策变

量的相关系数均在 1水平显著且未有任何控制

变量之间的相关系数的绝对值超过 07说明本文

的实证模型并不存在严重的多重共线性问题

四实证检验结果

在本部分我们实证检验了上市公司董事长的

家族身份对公司财务决策的影响包括资本性投资

与创新资本结构现金持有及股利政策等为控

制董事长任命与公司财务决策之间可能存在的内

生性问题我们采用倾向得分匹配法(PSM)及工具

变量法重新检验了董事长性质与各项财务决策的

关系

(一)投资决策

为检验家族与非家族董事长所在公司投资决

策的差异借鉴Guumlner等(2008)Xu等(2013)以及

Custoacutedio和Metzger(2014)我们采用以下实证模型

Invtt =α0 +α1 NF_Chairt +α2 Sizet-1 +α3 BMt-1

+α4 CFt+α5 Leveraget+α6 Faget +α7 TOP1t

+α8 TOP25t +α9 Institutiont +sumIndustry

+sumYear+ε (1)

表 3 主要变量的描述性统计Panel A总样本

VariableNF_Chair

InvtPatent_APPatent_GRLeverageDebtCash

DivdumDivearnROAROEROSSizeBMFageTOP1TOP25

InstitutionBsize

IndependencePanel B分组比较

VariableInvt

Patent_APPatent_GRLeverageDebtCash

DivdumDivearnROAROEROS

N95288646677367739528952895289528952895289528950695289528952895289528952894749471

非家族董事长N

24121924192424882488248824882488248824882473

Mean0054061209820577005702810396014200110048-0047

Mean02610076120418080437004504250631023500370067005021180060723623313020430445185360365

Median00280000000005060009015000000000002600580050

SD0439008214631892034300750598048302870079018503801011022505311434011600573215870058

家族董事长N

62344849484970407040704070407040704070407033

P250

0018000000000225000001070

00000016003200292053004422079225201129001227

0333

Mean00841439213603880040047607140268004600740083

Median00601099239803630002024910000209004700760087

Median0

0050000013860404000302151

01610042007200782109006272485299701933021529

0333Difference

Mean-0030-0827-115401890017-0195-0317-0126-0035-0026-0130

P751

0104239834340575006004711

03560070011601482178007852773423002851067789

0400

Median-0032-1099-239801430007-0099-1000-0209-0021-0018-0037

注分样本平均值差异检验为独立样本 t 检验中位数差异检验使用Wilcoxon检验分别表示在 1510水平上显著

-- 133

其中Invt为公司的资本支出NF_Chair为表征

董事长家族身份的虚拟变量若董事长为非家族成

员NF_Chair取值为 1否则为 0同时我们还控

制了以下因素的可能影响期初的公司规模(Sizet-

1)即期初的总资产的自然对数投资机会(BMt-1)

即期初的总资产账面价值与市场价值之比现金流

量(CFt)即 t期的经营活动产生的现金流量净额除

以期初的总资产其他控制变量包括总资产负债

率(Leverage)公司年龄(Fage)第一大股东持股比

例(TOP1)第二至第五大股东持股比例(TOP25)

机构投资者持股比例(Institution)行业(Industry)和

年度(Year)哑变量为保证研究结论的稳健性所

有检验的标准误差均经过异方差和企业层面的聚

类调整

由于创新活动具有时滞我们采用向后滞后两

期的专利数量衡量公司的创新能力(He and Tian2013Tan et al2015)检验董事长的家族性质对

创新活动影响的模型如下

Patentt+2 =α0 +α1 NF_Chairt +α2 Sizet +α3Leveraget

+α4 BMt +α5 ROAt +α6 Faget +α7 TOP1t +α8 TOP25t

+α9 Institutiont +α10 RampDt +α11PPEt +α12 Invtt

+sumIndustry+sumYear+ε (2)其中Patentt+2分别为专利申请数(Patent_APt+2)

专 利 授 权 数(Patent_GRt + 2) 借 鉴 Fahlenbrach(2009)Custoacutedio 和 Metzger(2014)我们控制了

ROA即资产收益率为净利润除以总资产RampD

即研发投入除以销售收入PPE即固定资产比例

为固定资产净额除以总资产其他控制变量定义

如表 2所示具体实证回归结果见表 4表 4列(1)报告了资本支出的检验结果其中

NF_Chair的系数为负且在 1水平上显著说明相

比于家族董事长企业由非家族成员担任董事长的

企业的资本支出水平显著更低表 4列(2)和(3)分别列示了董事长性质与上市公司专利申请数和

专利授权数的关系从中可以看出非家族董事长

企业与家族董事长企业在研发创新活动上存在明

显差异在所有回归中NF_Chair的系数均显著为

负即无论是在专利申请还是专利授权上非家族

董事长公司的专利产出均比家族董事长企业少创

新水平较低另外当我们以上市公司是否拥有专

利申请(Dum_APt+2)是否拥有专利授权(Dum_GRt+2)

作为公司创新活动强度的替代衡量指标时两类公

司创新水平的差异在以是否拥有专利的虚拟变量

作为被解释变量的模型中仍然存在结果如列(4)和(5)所示实证结果表明家族企业董事长的家

族身份显著影响公司的投资决策从而证明了本文

的假设 1(二)债务融资

为考察家族与非家族董事长企业在债务融资

决策方面的差异我们参考肖作平和廖理(2007)

韩亮亮和李凯(2008)姜付秀和黄继承(2013)以

及 Custoacutedio和Metzger(2014)的模型采用的实证模

型如下

Capitalt=β0 +β1NF_Chairt +β2Sizet +β3BMt

+β4ROAt +β5Faget +β6TOP1t +β7TOP25t

+β8 Institutiont +β9FCFt +β10PPEt +β11Depret

+sumIndustry+sumYear+ε (3)其中Capital 分别为资产负债率(Leverage)和

债务的期限结构(Debt)在控制变量中FCF为每

股自由现金流量即经营现金流量净额减去资本支

出的差除以总股数Depre为固定资产折旧除以总

表 4 投资决策

NF_Chair

Size

Leverage

BM

Fage

TOP1

TOP25

Institution

CF

ROA

RampD

PPE

Invt

Intercept

IndustryYearN

Adj R2

(1)Invt

-0016(-565)0002(122)

-0010(-359)

-0025(-367)

-0024(-728)

0000(469)

0001(475)

0001(696)

0096(773)

0070(212)控制控制84380174

(2)Patent_AP-0273(-415)

0232(546)-0121(-163)-0217(-115)

-0361(-564)0004(168)0005(166)

0021(425)

0970(435)-1007(-040)0224(114)0427(124)

-4647(-534)控制控制67350344

(3)Patent_GR-0333(-375)

0214(401)

-0269(-283)0245(101)

-0484(-603)0000(008)0001(039)

0028(414)

0581(201)-2691(-080)0402(161)

0875(205)

-4339(-395)控制控制67350442

(4)Dum_AP-0339(-405)

0166(322)

-0520(-246)0472(220)

-0488(-609)0003(097)0002(061)

0021(375)

2055(431)-1631(-061)0435(157)

0891(210)

-9045(-881)控制控制66930350

(5)Dum_GR-0238(-244)0116(199)

-0679(-336)

0758(308)

-0630(-568)0000(001)-0002(-061)

0026(373)

0503(126)-4252(-144)0586(202)

1363(278)

-8466(-754)控制控制66930406

注由于创新活动存在时间滞后性列(2)至列(5)的控制变量为 t期因变量则为 t+2 期分别表示在 1510水平上显著括号中的数值为 t值所有检验的标准误差均经过异方差和企业层面的聚类调整

控股家族的ldquo垂帘听政rdquo与公司财务决策

中国上市公司研究

-- 134

《管理世界》(月刊)2017年第 3期

资产其他控制变量定义如表 2 所示若

NF_Chair系数为正表明相比由实际控制人

家族成员担任董事长企业非家族董事长企业

更倾向于采用高负债特别是长期负债实证

检验结果如表 5所示

在表 5中我们提供了董事长性质与上市

公司资本结构关系的实证回归结果其中列

(1)和列(2)回归模型的被解释变量分别为资

产负债率和长期负债率我们发现NF_Chair

的系数在所有回归中均显著为正说明相比

于董事长由实际控制人家族成员担任的企业

非家族董事长企业的负债水平更高债务期限

结构更长也就是说当实际控制人家族不直

接与公司发生联系时控股股东倾向于进行更

多的债务融资尤其是长期债务融资该结果

支持了控股股东可能利用债务融资剥削外部

投资者的观点即在投资者保护较弱的情况

下负债的公司治理作用弱化债务融资成为

服务控股股东掏空行为的工具在非家族董

事长企业中家族与公司声誉的分离使得控股

股东与其他投资者的利益冲突加剧为满足其

私利行为控股股东利用非家族董事长的优势

通过债务融资增加其可控制的资源同时由

于上市公司负有长期债务的还款付息压力比

短期债务小财务困境和破产风险较低长期

负债更能为控股股东转移公司资源提供便利

非家族董事长企业也更偏好长期的债务融

资由此本文的假设 2a和 2b得以验证

(三)现金持有与股利支付

为考察董事长的家族身份对上市公司现金

持有政策的影响我们参考Opler等(1999)王

福胜和宋海旭(2012)以及姜彭等(2015)采

用以下模型检验家族与非家族董事长企业现

金持有水平的差异情况

Casht=γ0+γ1 NF_Chairt +γ2Sizet +γ3BMt

+γ4Divdumt +γ5ROEt +γ6Faget +γ7TOP1t

+γ8TOP25t +γ9Institutiont +γ10CFt +γ11Invtt

+γ12Leveraget +γ13Debtt +γ14Wcapitalt

+γ15Wcapitalt +sumIndustry+sumYear+ε (4)其中Cash为公司的现金持有水平CFIn

vt分别为经净资产调整的经营现金流量净额和

资本支出Wcapital为营运资本与现金及其等价物之差

除以净资产Wcapital为Wcapital的变化量其他控制

变量定义如表 2所示

另外借鉴雷光勇等(2015)和魏志华等(2012)104877810486491048662我

们检验了家族与非家族董事长企业在股利政策方面的

不同本文采用的股利支付模型如下

Dividendt=γ0+γ1NF_Chairt +γ2Sizet +γ3 Leveraget

+γ4BMt +γ5ROEt +γ6CFt +γ7Casht +γ8Invtt +γ9 Faget

+γ10PPEt +γ11TOP1t +γ12TOP25t +γ13Institutiont

+γ14SEOt+sumIndustry+sumYear+ε (5)其中Dividend分别为是否支付现金股利(Divdum)

股利支付率(Divearn)在控制变量中CFCashInvt分

别为经总资产调整的经营现金流量净额现金持有水平

和资本支出SEO为公司是否满足法定再融资条件的虚

拟变量若权益收益率介于[67]之间则 SEO取值为

1否则为 0其他控

制变量定义如表 2 所

示具体实证回归结

果见表 6表 6 报告了董事

长的家族身份对公司

表 5 资本结构

注分别表示在1510水平上显著括号中的数值为 t 值所有检验的标准误差均经过异方差和企业层面的聚类调整

NF_Chair

Size

BM

Fage

TOP1

TOP25

Institution

ROA

PPE

Depre

FCF

Intercept

IndustryYearN

Adj R2

(1)Leverage0043(279)

0061(682)

-0324(-867)

0091(756)-0000(-024)-0001(-156)

-0002(-201)

-1675(-1314)-0021(-023)2474(252)

-0025(-579)

-0768(-382)控制控制94840346

(2)Debt

0009(272)

0026(1568)-0003(-035)

0014(605)-0000(-033)-0000(-196)0000(111)

-0068(-512)

0111(708)

-0458(-350)

-0013(-978)

-0552(-1403)控制控制94830300

表 6 现金持有与股利支付

NF_Chair

Size

Leverage

BM

ROE

Fage

TOP1

TOP25

Institution

CF

Invt

Cash

PPE

SEO

Wcapital

Wcapital

Debt

Divdum

Intercept

IndustryYearN

Adj R2

(1)Cash0029(186)

-0072(-717)

-0237(-782)

0130(310)

-0035(-165)-0031(-167)

0002(348)

0003(419)-0001(-115)

1254(1194)

0523(577)

0237(409)0120(182)

-0211(-288)

0049(409)

1225(562)控制控制86430346

(2)Divdum

-0373(-631)

0417(1110)

-2228(-1441)0711(447)

2634(1237)

-0294(-497)0005(241)

0007(274)

0026(587)

1588(640)

1543(441)

0952(507)

-0419(-203)0149(220)

-9891(-1032)控制控制95070345

(3)Divearn

-0038(-378)0008(148)

-0075(-628)

0118(439)

0066(728)

-0032(-345)

0001(402)

0002(369)0000(005)

0202(516)0021(035)

0316(1075)

0099(304)0000(002)

-0313(-258)控制控制95070173

注分别表示在 1510水平上显著括号中的数值为 t值所有检验的标准误差均经过异方差和企业层面的聚类调整

-- 135

现金持有和股利政策影响的实证结果由表 6列

(1)可知NF_Chair的系数显著为正说明由非家族

成员担任董事长的企业的现金持有水平高于实际

控制人家族担任董事长的企业列(2)~(4)则报告

了董事长性质与上市公司股利支付的关系被解释

变量分别为是否支付股利股利支付率在这两

个模型中NF_Chair的系数均为负且至少在 1水

平上显著说明非家族董事长企业的支付股利意

愿股利支付率均明显比家族董事长企业低表 6的实证结果与非家族董事长企业控股股东代理问

题较严重的解释一致即当实际控制人或其家族成

员不担任董事长时控股股东侵占其他股东利益的

动机增强为方便其关联交易资金侵占等掏空行

为上市公司将持有更多的现金发放更少的股

利因此本文的假设 3和假设 4得以验证

以上分析表明家族企业董事长的家族性质显

著影响上市公司的财务决策具体地与家族董事

长企业相比非家族董事长企业的资本支出创新活

动较少债务融资较多债务期限结构较长现金持

有水平较高股利支付意愿水平均较低我们的实

证结果一致支持了家族声誉的解释即在由非家族

成员担任董事长的情况下家族与公司声誉的分离

导致控股家族具有较强的掠夺外部投资者的动机

从而促使其采取有利于其私有收益的财务决策

(四)内生性检验

在考察管理层的性质对上市公司的影响时已

有研究表明家族企业中管理层的任命与公司的表

现存在内生性问题(Bennedsen et al2007Cucculelli and Micucci2008Fahlenbrach2009)具体而

言当实际控制人家族预示到未来可能发生的业绩

下滑或经营不善时为保护家族声誉家族企业将

任命控制家族以外的职业经理人担任上市公司要

职如CEO等同样地家族企业董事长的任命与公

司财务决策之间也可能存在着内生性影响当公

司的财务决策可能导致更高的财务困境或经营困

难时实际控制家族参与企业管理的动机削弱在

处于不同生命周期阶段的家族企业中控股股东对

职业经理人的需求也存在差异为消除董事长性

质与公司财务决策之间的内生性问题我们采用倾

向得分匹配(Propensity Score MatchingPSM)法和

工具变量法对两者关系进行检验

1倾向得分匹配法

倾向得分匹配方法是解决潜在的内生性问题

的常用方法之一(Imbens and Wooldridge2009)

我们首先对董事长的家族性质与可能影响管理层

任命的因素进行 Probit回归计算样本企业的倾向

得分其次根据不同配对原则我们构建了与非家

族董事长企业具有相近特征的家族董事长企业控

制组样本通过比较这两组样本在公司行为上的

差异我们就可以清楚地看出董事长家族属性对财

务决策的影响为较好地控制样本企业在除董事

长家族身份外其他公司特征的差异我们以各财务

决策模型中的控制变量作为配对变量当然我们

也考虑年度和行业的影响在主检验中我们采用

1∶2的最近邻匹配方法构建实验组和控制组样本

同时为保证检验结果的稳健性我们还采用了 1∶1或 1∶3最近邻匹配核匹配半径匹配及重复抽样

等多种配对方法(Bae et al2011Jameson et al2014)

表 7报告了倾向得分匹配方法的检验结果由

表 7 倾向得分匹配(PSM)结果

注分别表示在 1510水平上显著括号中的数值为 t值在重复抽样检验中括号中的数值为 z值

Panel A最近邻匹配(12)Variable

Invt

Patent_AP

Patent_GR

Leverage

Debt

Cash

Divdum

Divearn

Panel B其他配对方法Variable

Invt

Patent_AP

Patent_GR

Leverage

Debt

Cash

Divdum

Divearn

SampleUnmatchedMatched

UnmatchedMatched

UnmatchedMatched

UnmatchedMatched

UnmatchedMatched

UnmatchedMatched

UnmatchedMatched

UnmatchedMatched11匹配-0016(-1038)

-0316(-1088)

-0410(-1071)0077(812)

0006(327)0012(132)

-0120(-1192)

-0048(-910)

NF_Chair=10054005406190619099409940570057000570057025902590399039901430143

13匹配-0015(-611)

-0206(-432)

-0232(-370)

0054(468)

0008(322)0023(176)

-0082(-547)

-0033(-393)

NF_Chair=00081006814420802214112120387051700400051038102360714047802680173核匹配

-0015(-728)

-0219(-512)

-0245(-442)

0055(520)

0008(354)0025(194)

-0091(-708)

-0035(-480)

Difference-0027-0014-0823-0183-1147-02180183005300170007-01220023

-0316-0079-0125-003半径匹配-0018(-643)

-0257(-411)

-0332(-406)

0052(483)

0009(308)0020(126)

-0107(-629)

-0042(-427)

T-stat-1442-565-2146-370-2325-3322402441966254

-1064178

-2923-506-1894-336

重复抽样-0014(-485)

-0183(-508)

-0218(-365)053(342)

0007(227)

0023(244)

-0079(-579)

-0030(-369)

控股家族的ldquo垂帘听政rdquo与公司财务决策

中国上市公司研究

-- 136

《管理世界》(月刊)2017年第 3期

Panel A可知非家族成员董事长与家族成员董事

长企业的投资融资股利政策不仅在配对前明显

不同在控制公司除董事长家族属性外的其他特征

差异后该差异仍然显著存在且与前文实证回归

结果一致具体而言与由实际控制人家族担任董

事长的企业相比非家族成员担任董事长的企业的

资本支出较少以专利申请专利授权量衡量的创

新产出水平较低负债比例较高债务期限结构较

长现金持有较多股利支付的意愿股利支付率均

较低Panel B列示了采用其他配对方法的财务决

策差异检验结果结论与 Panel A 一致在此不再

赘述

2工具变量法

为解决董事长任命与财务决策之间的内生性

问题我们还使用工具变量法检验两者的关系

由于本文的内生变量 NF_Chair 为二元变量我们

采用扩展的 Heckman 两阶段模型即处理效应模型

(Treatment Effect Model)进 行 检 验(Heckman1979)依据本文的研究问题有效的工具变量需

满足两个条件(1)工具变量与上市公司家族董事

长的任命相关即相关性(2)工具变

量与公司财务决策无关只能通过上

市公司董事长的家族性质影响公司

的财务决策即外生性本文采用各

省的无偿献血率及婚姻状况作为上

市公司董事长是否为家族成员的工

具变量104877810486491048663

控股家族是否担任上市公司董事

长受家族拥有的社会资本和家族关系

的影响当控股家族的社会资本越

高如拥有政治关联行业商会身份

等家族为上市公司带来的资源越多

收益越高相比非家族董事长由家族

成员延续公司经营管理更有利于保

存发挥家族社会资本的作用(Xu etal2015)即控股家族拥有的社会

资本越多任用家族董事长的可能性

越高由于无偿献血率反映了地区的

社会资本水平(Guiso et al2004)对

上市公司董事长的选择产生作用而

无偿献血率又不受公司财务决策的影

响(潘越等2009)因此无偿献血率(VBD)是董事

长家族性质的有效工具变量各省的无偿献血数

据来源自卫生部官方网站104877810486491048664家族观念的强弱也会

影响控股家族成员担任上市公司董事长的意愿

当控股家族关系越紧密时家族凝聚力越强由家

族成员担任家族企业董事长的可能性越高地区

水平的婚姻状况反映了人们对家族关系的态度

(Chahine and Goergen2013)从而影响了家族企业

董事长的选择同时地区水平的婚姻状况与上市

公司财务决策也不存在相关关系因此我们选用

地区婚姻状况(Marriage)作为董事长家族性质的工

具变量具体地我们以地区每万人登记结婚件数

与离婚办理件数的自然对数之差衡量地区的家庭

关系强度该数值越大表明地区家庭关系越紧

密地区婚姻状况数据来源于各年《中国民政统计

年鉴》我们预期当地区无偿献血率越高家族关

系越紧密控股家族担任董事长的可能性越高非

家族董事长概率越低即 VBD 和 Marriage 均与

NF_Chair负相关

表 8列示了工具变量法的回归结果在第一阶

表 8 Heckman两阶段回归结果

注分别表示在 1510水平上显著括号中的数值为 t值所有检验的标准误差均经过异方差和企业层面的聚类调整

NF_Chair

Lambda

Size

BM

Leverage

ROA

ROE

Fage

TOP1

TOP25

Institution

Intercept

工具变量

VBD

Marriage

ControlsIndustryYearN

Adj R2

(1)Invt

-0061(-277)0027(208)0001(074)

-0034(-430)-0004(-117)

-0018(-417)

0000(281)

0000(207)

0001(707)

0143(385)

-0275(-213)

-0319(-711)控制控制控制84380175

(2)Patent_AP-1405(-354)

0675(291)

0222(526)

-0464(-222)-0027(-032)0501(188)

-0254(-346)0001(041)-0001(-019)

0023(454)

-4034(-457)

-0301(-236)

-0333(-756)控制控制控制67350347

(3)Patent_GR-1983(-383)

0984(327)

0200(376)-0114(-043)-0132(-124)-0102(-029)

-0327(-356)-0004(-116)-0006(-139)

0031(446)

-3446(-306)

-0301(-236)

-0333(-756)控制控制控制67350445

(4)Leverage0067(076)-0014(-028)

0061(690)

-0319(-765)

-1660(-1193)

0089(563)-0000(-010)-0001(-128)

-0002(-205)

-0780(-397)

-0315(-248)

-0316(-719)控制控制控制94840346

(5)Debt

-0018(-085)0016(133)

0026(1565)-0009(-094)

-0084(-429)

0017(530)-0000(-087)

-0000(-243)0000(121)

-0539(-1347)-0315(-248)

-0316(-719)控制控制控制94830300

(6)Cash

0624(488)

-0353(-463)

-0062(-612)

0222(480)

-0285(-909)

-0020(-093)

-0083(-397)

0003(501)

0005(585)

-0003(-244)

0728(296)-0206(-159)

-0329(-727)控制控制控制86430352

(7)Divdum

-1399(-316)0607(236)

0406(1069)

0513(297)

-2152(-1351)

2597(1203)

-0190(-255)0002(088)0002(057)

0028(623)

-9321(-957)

-0301(-236)

-0326(-743)控制控制控制95070346

(8)Divearn-0151(-225)0066(170)0007(118)

0095(329)

-0062(-436)

0057(547)

-0021(-189)

0001(286)

0001(204)0000(024)

-0242(-187)

-0301(-236)

-0326(-743)控制控制控制95070174

-- 137

段 回 归 中 我 们 以 董 事 长 是 否 为 非 家 族 成 员

(NF_Chair)作为因变量对工具变量及主检验模型中

的控制变量进行 Probit回归受篇幅限制我们仅报

告了工具变量的回归结果由表 8可知VBD与Mar

riage的系数均为显著为负与预期相符说明无偿献

血率和地区婚姻状况是董事长家族性质的有效工具

变量在第二阶段中我们将第一阶段 Probit回归得

到的逆米尔斯比率(Lambda)加入到主检验模型中并

考察董事长性质对公司财务决策的影响我们发现

Lambda的系数在除资本结构外的所有模型中均十分

显著这就表明我们在分析董事长性质与财务决策的

关系时考虑内生性问题的必要性同时除负债率和

期限结构模型中NF_Chair系数的显著性有所下降外

NF_Chair的系数均至少在 5水平显著系数符号也

与主检验的回归结果一致表明控股家族是否担任董

事长显著影响了上市公司的财务决策选择

综合倾向得分匹配法与工具变量法的实证结果

表明在控制了潜在的内生性问题后董事长性质与

公司财务决策的关系不变也即我们的结论具有稳健

性非家族董事长企业与家族董事长企业之间的财务

决策存在显著差异具体而言相比家族董事长企

业非家族董事长企业的投资创新较少负债率较

高债务期限结构较长现金持有较多股利支付意

愿支付率均较低

五进一步研究控股家族ldquo垂帘听

政rdquo对公司治理及公司绩效的影响

本文以上研究发现可以被解释为控股家族的财

务保守行为(除负债率高这一结果之外)而不是我们

分析的因为家族声誉与上市公司声誉的分离使得控

股家族有更强的掏空动机所致在此部分为验证控

股家族ldquo垂帘听政rdquo对家族企业财务行为的影响主要

服务于控股家族的私有利益我们检验了控股家族

ldquo垂帘听政rdquo对公司代理问题产生的影响首先我们

考察了当实际控制人家族成员不担任董事长时控股

股东是否有更多的剥夺中小股东利益的行为其次

我们检验了控股股东较强的掏空动机是否会影响上

市公司的第一类代理问题并以此说明控股股东是否

会与管理层合谋来实现其ldquo隧道rdquo行为此外我们还

检验了董事长的家族身份对公司绩效的影响为控股

家族ldquo垂帘听政rdquo对公司所产生的不良经济后果提供

进一步的证据支持

(一)非家族成员董事长与控股股东私利

行为

为验证非家族董事长公司是否比家族董事

长公司存在更严重的控股股东代理问题借鉴已

有研究我们从两方面衡量控股股东的私利行

为资金占用程度(OREC)即其他应收款净额除

以总资产(Jiang et al2010Liu et al2015Xuet al2015)关联交易情况包括上市公司总关

联交易额占总资产的比例(RPT)关联交易次数

的自然对数 104877810486491048665(NRPT)(Cheung et al2006Jianand Wong2010Peng et al2011Liu et al2015)在检验控股股东掏空行为的模型中除

关键变量 NF_Chair外我们控制了公司规模资

产负债率资产收益率总资产的账市比公司年

龄第一大股东持股比例等公司特征变量及行

业年度固定效应回归结果如表 9所示

列(1)~(3)的结果表明NF_Chair的系数均

显著为正即相对于由实际控制人家族担任董事

长的企业非家族成员担任董事长的公司中控股

表 9 控股股东的私利行为

注分别表示在 1510水平上显著括号中的数值为 t值所有检验的标准误差均经过异方差和企业层面的聚类调整

NF_Chair

Size

Leverage

ROA

BM

Fage

TOP1

TOP25

PPE

Bsize

Independence

Institution

Intercept

IndustryYearN

Adj R2

(1)OREC

0008(290)

-0006(-347)

0052(574)

-0191(-800)

-0031(-449)

0008(463)0000(009)

0000(217)

-0069(-662)-0001(-136)-0024(-119)

-0000(-268)

0281(671)控制控制94720370

(2)RPT

0043(260)0007(069)

0387(725)-0039(-030)

-0123(-287)0039(228)

0002(333)-0001(-089)0016(029)0002(059)-0013(-011)-0002(-191)-0256(-125)控制控制94720139

(3)NRPT0073(168)

0513(2150)

0639(941)-0174(-085)-0111(-101)0063(152)0003(169)

-0008(-476)

0537(390)0019(152)-0379(-111)0001(043)

-9705(-1831)控制控制94720329

(4)RPT_limit0042(256)0007(073)

0388(736)-0028(-022)

-0117(-276)0038(225)

0002(322)-0001(-096)0017(032)0003(063)-0013(-011)-0002(-188)-0293(-143)控制控制94720140

(5)NRPT_limit

0086(191)

0531(2153)

0702(982)-0219(-103)-0082(-071)0080(187)0002(138)

-0009(-508)

0568(404)0016(125)-0421(-120)0001(048)

-10218(-1824)控制控制94720333

控股家族的ldquo垂帘听政rdquo与公司财务决策

中国上市公司研究

-- 138

《管理世界》(月刊)2017年第 3期

股东与中小股东的利益冲突更加严重控股股东侵

占上市公司资金通过关联交易转移公司资源的私

利行为更多当实际控制人或其家族成员不担任

董事长时家族与上市公司的关系较为松散家族

声誉与上市公司声誉的分离导致控股股东的掏空

动机增加一方面为满足其掏空需求控股股东

倾向于将更多的资源保留在公司内部如减少长期

投资提高负债比率延长债务期限持有更多的现

金减少发放股利等另一方面控股股东的机会主

义行为也减少了可用于投资创新活动的资金从

而导致非家族董事长企业的资本支出和专利数量

均较少另外由于部分关联交易可能是公司经营

所需或是服务于公司发展目标而进行的正常交易

活动借鉴姜付秀等(2015)我们在剔除部分可能

存在噪音的关联交易类别后重新检验了董事长性

质 与 关 联 交 易 额(RPT_limit)关 联 交 易 次 数

(NRPT_limit)的关系104877810486491048666列(4)和列(5)报告了该部

分的回归结果与以总关联交易作为被解释变量

的回归模型检验结果一致NF_Chair的系数均显著

为正即相比家族董事长企业非家族董事长企业

与其关联公司有更多的非正常交易潜在的控股股

东私利行为更加严重

(二)非家族成员董事长与管理层代理问题

尽管股东与经理人之间的利益冲突在股权高

度集中的家族企业中较不突出然而在控股股东

不同的掏空动机下家族与非家族董事长企业中的

第一类代理问题可能存在差别当上市公司董事

长由非家族成员担任时控股家族具有较强的攫取

控制权私利的动机而大股东的掏空行为将影响公

司的业绩在以业绩为参照的薪酬体制下大股东

的私利行为将受到管理层的抵制(Wang and Xiao2011)同时因大股东的掏空行为引致的公司负

面报道或业绩不善将损害管理层的声誉(Dyck etal2008)基于自身社会声誉及职业生涯的考虑

管理层将倾向于不配合控股股东的掏空决策因

此为更易实施其机会主义行为疏通其转移资源

的ldquo隧道rdquo控股股东可能会采取联合管理层的方式

侵占中小股东的利益(Burkart et al2003)如降低

薪酬业绩敏感性和离职业绩敏感性增加在职消费

等(苏冬蔚熊家财2013)也即相比于家族董事

长企业非家族董事长公司的控股股东可能会增加

对管理层的激励包括削弱管理层薪酬与业绩的关

联度提高管理层的职位稳定性允许更高的在职

消费等弥补管理层可能的声誉损失

同时由于实际控制人通过任命管理层能够轻

易地获取私利(唐跃军左晶晶2014)中国家族企

业的董事长常与控股股东存在关联(La Porta et al1999Mullins and Schoar2016)董事长的这一特征

为控股家族实现与管理层的合谋提供了可能另

外当上市公司具有较严重的第二类代理问题时

公司的绩效不能很好地反映管理层的努力程度和

能力水平由于缺乏明确的评价管理层表现的标

准管理层的薪酬任职与业绩的关系也较弱(Caoet al2011Wang and Xiao2011)对此我们检验

了董事长性质与管理层薪酬-业绩敏感性离职-业绩敏感性之间的关系即家族与上市公司声誉的分

离在提高控股股东私利行为的同时是否也会恶化

家族企业内的第一类代理问题

表 10列(1)~(3)分别报告了高管董事管理

层薪酬mdash业绩敏感性的回归结果在实证模型中

我们分别采用薪酬最高的前 3名高管董事董监高

的平均薪酬的自然对数作为因变量并控制了高

管董事会管理层的持股比例以及如公司规模等

公司特征变量由表 10 可知检验的关键变量

NF_Chair与 ROA的交叉项在所有薪酬模型中均显

著为负表明相比于家族董事长企业由非家族成

员担任董事长的家族企业中管理层的薪酬mdash业绩

敏感性较低其次我们考察了两类企业中 CEO

董事长的离职mdash业绩敏感性的差异在列(4)和列

(5)显示的 Probit 回归模型中被解释变量分别为

CEO或董事长是否发生变更的哑变量控制变量除

公司规模等特征变量外还包括 CEO或董事长的学

历年龄及任期等可以看出核心变量 NF_Chair

与ROA的交叉项在变更模型中均为正且在 1水平

上显著这就说明在非家族董事长企业中CEO和

董事长因公司业绩表现不佳而发生更替的可能性

较小其离职mdash业绩敏感性比家族董事长企业显著

较低在剔除了董事长与 CEOldquo二职合一rdquo的样本

后回归结果保持不变最后我们也检验了董事

长的家族性质与管理层在职消费之间的关系其中

管理层的在职消费情况用企业支付其他与经营活

动有关的现金与总资产的比例管理费用与总资产

-- 139

的比例进行衡量如列(6)和列(7)所示NF_Chair

的系数显著为正说明与家族董事长企业相比非

家族董事长企业中管理层的在职消费更高以上

结果表明在实际控制人家族不担任上市公司董事

长的家族企业中不仅控股股东具有较多的掏空行

为经理人的代理问题也更加严重即家族声誉与

上市公司声誉的分离恶化了上市公司的治理水平

管理层可能与控股股东合谋而为其机会主义行为

提供便利

(三)非家族成员董事长与公司绩效

与董事长性质相对应的公司的财务决策一方

面可能是实际控制人攫取其个人私利的手段从而

损害了公司的业绩表现另一方面家族与非家族

董事长企业财务决策的差异可能适应了公司发展

需要对公司有利因此考察控股家族是否担任

董事长对上市公司绩效的影响将有助于我们更好

地判别上市公司财务决策背后的动机为检验董

事长的家族身份对业绩的影响我们从 3个方面衡

量公司的会计绩效包括资产收益率(ROA)权益

收益率(ROE)销售利润率(ROS)另外由于中国

企业很少破产我们也将企业是否被证监会ldquoSTrdquo或ldquoPTrdquo视为经营不善的极端情况采用以公司股票是

否被特殊处理的二元变量(ST)作为因变量的Probit

模型比较了家族与非家族董事长企业在绩效表现

上 的 差 异 除 董 事 长 是 否 为 非 家 族 成 员

(NF_Chair)这一关键变量外我们在实证模型中也

控制了可能影响公司绩效的因素如公

司规模负债率等公司特征变量及董事

会规模独立董事占比等公司治理变

量实证结果如表 11所示

表 11 列示了董事长的家族身份与

公司绩效的关系的检验结果由列(1)~(3)可以看出NF_Chair 的系数均显著

为负说明与由实际控制人家族成员担

表 11 公司绩效

注分别表示在 1510水平上显著括号中的数值为 t值所有检验的标准误差均经过异方差和企业层面的聚类调整

NF_Chair

Size

Leverage

BM

PPE

Invt

Fage

TOP1

TOP25

Institution

Bsize

Independence

Intercept

IndustryYearN

Adj R2

(1)ROA

-0011(-438)

0020(1276)

-0102(-1368)

-0081(-1313)

-0043(-464)

0043(284)0003(132)

0001(841)

0001(557)

0001(595)

0002(225)-0007(-034)

-0319(-827)控制控制85960326

(2)ROE

-0018(-281)

0033(1065)

0033(310)

-0182(-1307)

-0076(-306)0051(123)0002(037)

0002(1018)

0002(823)

0002(453)-0001(-027)-0041(-075)

-0555(-782)控制控制85960068

(3)ROS

-0031(-247)

0067(961)

-0470(-1166)

-0099(-386)-0084(-193)0158(213)0014(174)

0001(397)

0001(241)

0002(218)0005(122)0021(020)

-1411(-334)控制控制85770228

(4)ST

0294(362)

-0624(-1027)1597(800)0279(108)

0606(199)

-4419(-384)

0538(453)-0001(-019)-0005(-122)

-0019(-252)0024(096)0758(101)

5425(436)控制控制85810477

表 10 薪酬及离职业绩敏感性在职消费

注Ownership在列(1)~(3)中分别为高管董事管理层的持股比例Education与 Tenure分别表示 CEO或董事长的学历任期Duality表示董事长与 CEO是否二职合一若董事长与 CEO为同一人则取值为 1否则为 0在列(4)和(5)中公司绩效 ROA为上一期的资产收益率在列(6)和(7)中PPE为固定资产与存货净额之和除以总资产分别表示在 1510水平上显著括号中的数值为 t值所有检验的标准误差均经过异方差和企业层面的聚类调整

NF_Chair

NF_ChairtimesROA

ROA

Size

Fage

TOP1

TOP25

Institution

Leverage

BM

PPE

Bsize

Independence

Ownership

Education

Age

Tenure

Duality

InterceptIndustryYearN

Adj R2

(1)Execomp-0023(-067)

-0773(-286)

1415(651)

0362(1902)0010(035)0001(132)

0006(426)

0006(269)

-0092(-184)

-0500(-613)-0126(-122)

0039(437)0396(156)

0185(247)

3186(673)控制控制90470479

(2)Dircomp-0061(-158)

-0828(-274)

1452(617)

0405(1973)-0026(-085)0001(047)

0004(278)0004(160)

-0120(-245)

-0549(-624)-0165(-152)

0060(631)0054(020)

0190(247)

2158(390)控制控制89600457

(3)Dsecomp-0001(-003)

-0767(-268)

1428(642)

0368(1961)0026(092)0002(144)

0006(441)

0006(234)

-0081(-166)

-0486(-605)-0050(-047)

0038(401)0321(128)0027(041)

3124(695)控制控制83900418

(4)CEO_change0142(384)

1637(410)

-2051(-633)

0068(324)0053(144)

-0003(-267)-0003(-183)-0004(-134)0038(075)

-0262(-251)-0056(-047)-0006(-054)0290(083)

-0035(-196)

0010(474)

-0249(-2146)

-0096(-269)

-1738(-228)控制控制82530183

(5)Chair_change0356(805)

1450(320)

-1507(-375)0068(257)

0251(452)

-0005(-346)

-0006(-287)-0004(-104)

0131(266)

-0428(-287)-0167(-106)

-0089(-401)-0002(-086)

-0160(-1465)

-0309(-551)

-5719(-998)控制控制83870231

(6)Fee_other0009(244)

-0011(-538)

0012(400)0000(035)-0000(-126)0000(154)

-0036(-367)0002(183)0055(190)

0245(557)控制控制97340129

(7)Fee_manage0006(432)

-0013(-1344)0004(337)

-0000(-255)-0000(-017)

0000(357)

0005(127)

0001(202)0008(059)

0268(1231)控制控制97330233

控股家族的ldquo垂帘听政rdquo与公司财务决策

中国上市公司研究

-- 140

《管理世界》(月刊)2017年第 3期

任董事长的公司相比非家族董事长企业的 ROA

ROEROS均较低列(4)报告了董事长的家族性

质 与 上 市 公 司 被 证 监 会ldquoSTrdquo的 概 率 的 关 系

NF_Chair的系数为正且在 1水平显著表明非家

族董事长公司比家族董事长公司更可能被ldquoSTrdquo即非家族董事长企业在出现亏损的情况下更不容易

扭亏为盈综合结果显示相比于家族董事长企

业非家族董事长公司的绩效较差即前文阐述的

家族与非家族董事长企业财务决策的差异更可能

是控股家族基于自利目标选择的结果服务于控股

股东侵占中小股东利益的动机为控股家族ldquo垂帘

听政rdquo扭曲了公司财务决策提供了进一步的证据

支持

六稳健性检验

为保证本文结论的可信性我们从以下几个方

面进行了稳健性检验包括

(1)参照冯旭南(2012)闵亦杰等(2016)我们

将最终控制人可追溯到自然人或家族且其控股比

例不少于 10的企业定义为家族企业并重新进行

以上检验结果支持前文结论当我们以 20作为

定义家族企业的临界点时结论保持不变

(2)参 照 王 化 成 等(2007)韩 亮 亮 和 李 凯

(2008)以及苏忠秦和黄登仕(2012)等我们在剔

除了 STPT类上市公司后对董事长性质与财务决

策的关系进行重新检验实证回归结果与前文基本

一致借鉴涂瑞和肖作平(2010)我们以剔除了资

产负债率大于 1的公司后的样本作为研究对象结

论与前文一致

(3)为消除行业影响我们以经过行业调整的

投资融资股利支付等各项财务决策变量作为解

释变量对研究假设进行了重新检验结果未有实

质性改变另外我们采用 Tobit模型对创新产出

股利支付关联交易与董事长的家族性质之间的关

系进行重新检验结论与主检验相同

(4)借鉴 Amore 等(2011)我们以董事长变更

作为外生事件采用 Difference-in-Difference(DID)方法检验董事长性质与财务决策的关系为检验

两者关系我们以控制家族不变而董事长发生变更

的企业变更前后各两年的样本作为研究对象其

中实验组为由家族董事长变更为非家族董事长的

企业对照组为董事长一直由控制家族担任的企

业在选择变更样本前我们要求样本企业在关键

变量上不存在数据缺失的情况研究发现DID检

验的实证结果与前文结论基本一致但关键变量系

数的显著性下降104877810486491048667

(5)控股家族尽管可能选择不做董事长但可

能派出家族成员担任 CEO这与本文所界定的ldquo垂

帘听政rdquo有所差异为进一步明确ldquo垂帘听政rdquo的含

义我们将控股家族完全放弃上市公司关键职位

(包括董事长和 CEO)的现象重新定义为ldquo垂帘听

政rdquo并重新检验ldquo垂帘听政rdquo对财务决策的影响结

论保持基本不变

限于篇幅我们没有在文中报告稳健性检验的

结果

七结论

基于诸多中国家族上市公司董事长由非家族

成员担任这一现象本文以 1999~2014年所有 A股

上市家族企业作为研究样本实证检验了董事长是

否为实际控制人家族成员对上市公司财务决策的

影响我们研究发现当家族企业的董事长由与实

际控制人无明确家族关系的人员担任时上市公司

的财务决策明显区别于家族成员担任董事长的企

业具体而言与家族董事长企业相比非家族董

事长企业的资本支出和创新产出较少负债比例较

高债务期限结构较长现金持有较多股利支付的

意愿股利支付率均较低同时非家族董事长企

业的绩效也较差被ldquoSTrdquo的可能性更高进一步的

检验表明在由非家族成员担任董事长的家族企业

中公司治理水平较低主要表现为较严重的控股

股东代理问题包括更多的关联交易和资金占用

等与此同时管理层的代理倾向也较高包括管

理层的薪酬mdash业绩敏感性离职mdash业绩敏感性较

低在职消费较多等综合实证结果表明当实际

控制人家族不担任公司董事长时家族与上市公司

声誉的分离增强了控股股东侵占中小股东利益的

动机公司财务决策成为服务控股股东掏空行为的

重要工具即新兴市场中的家族企业财务决策与控

股股东代理问题相关在考虑了潜在的董事长任

命与公司决策之间的内生性问题及一系列稳健性

检验后本文研究结论保持不变

-- 141

本文从非家族董事长的角度考察了控股家族

与上市公司之间的关系为家族与非家族参与公司

财务决策的差异提供了新的解释既补充了家族企

业财务决策领域的文献丰富了有关控股股东代理

问题的研究也为新兴市场中声誉如何发挥作用提

供了证据同时本文的研究结论也有助于投资者

进一步认识家族企业从表现上看引入职业经理

人固然可以降低控股家族对家族企业的控制提高

管理层的经营能力改善公司绩效然而与非家族

CEO非家族董事不同由家族放弃直接管理权引

入非家族董事长带来的可能是居于ldquo幕后rdquo的控股

股东更强的转移公司资源的动机恶化公司经营情

况因此在评价家族对上市公司可能的影响时

我们应具体分析家族涉入的方式及程度而进一步

结合控股家族的其他特征如家族内部结构股权变

动情况等进行分析也是我们后续研究努力的方向

(作者单位中国人民大学商学院责任编辑

尚增健)

注释

①Allen等(2005)针对中国家族企业创始人或高管的调查显示ldquo提升声誉rdquo是企业上市的重要原因之一而ldquo声誉损失rdquo则被视为是公司失败的主要风险

②以本文样本为参考中国上市家族企业中 CEO由非家族成员担任的比例约为 63这一比例也高于国外家族企业职业经理人的占比

③依据 2015年《中国家族企业传承报告》在其抽样调查的 839家家族控股企业中绝大多数企业仍由第一代创始人管控Xu等(2015)的研究也显示在 2003~2011年间仅有 20的上市家族企业的董事长或CEO由二代担任

④家族企业职业经理人与控制家族反目的事件屡见不鲜其中国美电器就是职业经理人与控制家族斗争的典型例子

⑤2015年《中国家族企业传承报告》显示约 74的企业主年龄介于 40~60 岁之间60 岁以上的家族企业主仅 8左右本文样本也表明实际控制人的平均年龄为 50岁左右

⑥对于控股家族退居ldquo幕后rdquo是否以及怎样影响了企业财务行为我们在后文进行了较为详细的分析

⑦在判定最终控制人时我们采用的上市公司职位级别排序的标准为董事长gtCEO或总经理gt董事gt其他

⑧对此变化的可能解释为 2008~2009年大量中小企业在创业板的上市而这些中小企业的管理权大多仍掌握在企业家或实际控制人手中在剔除中小板创业板公司样本后由非家族成员担任董事长的比例稳定在 42左右

⑨当我们采用以购建固定资产无形资产和其他长期资产支付的现金与处置固定资产无形资产和其他长期资产收回的现金之差除以期初的总资产来衡量公司资本支出水平时实证结果保持不变

⑩研发投入数据存在大量缺失且可能存在失真情况如为避免向竞争对手透露公司战略公司可能未真实披露其RampD数额

104877810486491048659当我们采用剔除了外观设计的专利总申请数授权数或采用 t+3期的专利申请授权数作为创新水平的代理变量

实证结果保持不变104877810486491048660在控制其他可能影响上市公司现金持有水平的因素后

我们发现非家族董事长企业比家族董事长企业的现金持有水平高

104877810486491048661由于篇幅限制此处未报告相关系数的检验结果104877810486491048662参考邓建平和曾勇(2005)考虑自由现金流影响的股利

支付模型我们对董事长性质与上市公司股利政策进行了重新检验结果保持不变

104877810486491048663当我们以上市公司所在地同行业中由非家族成员担任董事长的比例或上市公司所在地其他上市公司中非家族董事长比例作为工具变量时研究结论保持不变

104877810486491048664由于卫生部披露的各省份无偿献血情况仅有 2004年度及 2005年第一季度的数据且地区社会资本水平也较稳定我们以 2004年各省无偿献血率作为样本区间内地区社会资本水平的衡量指标

104877810486491048665参考魏明海等(2013)我们将上市公司的关联交易按交易方向区分为上市公司向关联方购买销售产品等的关联交易后对董事长性质与控股股东私利行为分别进行检验结论基本不变

104877810486491048666依照CSMAR数据库中对关联交易的分类及本文研究目标我们剔除了类别为ldquo合作项目rdquoldquo许可协议rdquoldquo研究与开发成果rdquoldquo关键管理人员报酬rdquo及ldquo其他事项rdquo的关联交易

104877810486491048667关键变量不显著的原因可能是样本数量太少尽管在不同的公司财务决策下满足筛选条件的样本数量不同但在实际控制人家族保持不变的情况下董事长由家族成员变更为非家族成员的变更事件至多 36起而董事长一直由实际控制人或其家族成员担任的变更事件则至多有 35起

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-- 145

Page 6: Ý6× ì ,º ¸ Nb u D¢.CX×é1 · 2019-03-26 · u "mmfo fu bm u u 9v fu bm u u ! j0Î Ô5Î 5Îi¤ 6d° g+±.îvÕ g u fô*u g.ú æ < ¼ /§ 7 / % u +piotpo fu bm u u u ¯egdô

投入高风险的特点(Hirshleifer et al2012)相比

其他投资活动创新对公司经营的风险收益影响

更强(Kothari et al2002)恰如本文前面所分析

的当上市公司董事长由非家族成员担任时家族

声誉与公司形象的分离降低了家族声誉受损的成

本控股家族退居ldquo幕后rdquo的家族企业的代理问题更

加严重因此我们预期非家族成员董事长公司

的创新活动将相对较少

假设 1与由控股家族成员担任董事长的企业

相比非家族董事长企业的投资水平较低

控股股东代理问题也将影响上市公司的资本

结构选择由于负债的股权非稀释效应控股股东

在利用负债融资增加其可支配的资源的同时并未

增加其被收购或丧失家族控股地位的可能性因

此具有较强掏空动机的家族企业将倾向于进行更

高的债务融资(Du and Dai2005)在中国尽管存

在《破产法》但是由于对债权人权利的保护不力

控股家族并不必过于担心负债会导致企业陷入破

产境地(Jiang and Kim2015)债务融资可能成为

控股家族掏空的手段(金雪军张学勇2005戴璐

汤谷良2007孙健2008)无疑作为资本市场的

长期参与者控股家族关注家族声誉及与其他投资

者的关系(Anderson and Reeb2003)并趋于风险

规避(Shleifer and Vishny1986McConaughy et al2001)然而当实际控制人家族不担任上市公司

董事长而退居ldquo幕后rdquo时公司因高负债发生债务违

约财务困境甚至破产对家族声誉的损害较小非

家族董事长企业比家族董事长企业具有更强的债

务融资意愿

由于不同期限的债务对公司行为的影响不同

控股家族对长期短期负债的偏好也存在差异一

方面与长期债务相比短期债务较短的周转时间

及其定期的利息支出减少了公司内部可供控股股

东掠夺的资源财务困境和破产风险的增加也使得

控股家族不得不担心上市公司有价值的ldquo壳rdquo资源

的丢失而减少其掏空行为另一方面期限较短的

债务融资要求上市公司与资金供给方频繁签订合

约对上市公司的监督力度更强妨碍了控股股东

私人利益的攫取(苏忠秦黄登仕2012)相比于

短期负债控股股东更倾向于进行长期债务融资

尤其当控股股东具有较强的掏空动机时其长期债

务融资偏好更加显著因此由于家族与非家族董

事长企业的控股股东利用债务融资谋取私利的动

机存在差异其长期债务融资倾向也不同

假设 2a与由控股家族成员担任董事长的企业

相比非家族董事长企业的资产负债率更高

假设 2b与由控股家族成员担任董事长的企业

相比非家族董事长企业的长期负债率更高

就现金持有决策而言由于代理问题的存在

与非流动资产相比控股股东倾向于持有较多的流

动资产(Liu et al2015)而现金易转移成本低的

特点使其成为控股股东资源转移侵占的主要对象

(Myers and Rajan1998陈德球等2011)控股股

东既可通过直接的现金交易侵占上市公司资金也

可间接地将现金投资于对其有利的项目(Dittmaret al2003)因此当控股股东具有较强的剥夺中

小股东的欲望时上市公司将持有较多的现金以方

便其掏空行为当上市公司董事长由非家族成员

担任时家族与公司声誉相分离控股股东剥夺外

部投资者的动机增强进而促使非家族董事长企业

比家族董事长企业持有较多的现金

假设 3与由控股家族成员担任董事长的企业

相比非家族董事长企业的现金持有水平更高

股利作为利益分配的重要方式也受公司内部

代理冲突尤其是控股股东侵占动机的影响已有

研究表明在制度环境较好的情况下上市公司将

发放更多的股利(La Porta et al2000Faccio et al2001Allen et al2005)当控股股东的两权分离度

较高时上市公司则常常不发或少发股利(Faccioet al2001邓建平曾勇2005王化成等2007)

通过不发或少发股利控股股东将现金保留在公司

内部并利用ldquo隧道行为rdquo将现金占为己有上市公

司的股利支付意愿下降由于家族董事长企业与

非家族董事长企业具有不同程度的控股股东代理

问题两类公司的股利政策也将存在差异当然

控股股东采用缩减或不发股利这种侵占中小股东

利益的方式也存在成本包括声誉损失承担诉讼

风险等(Dyck and Zingales2004)尽管中国投资

者不存在明显的股利偏好但是近些年来我国媒

体对不发或少发股利的ldquo铁公鸡rdquo或ldquo微股利rdquo公司

的报道却屡见不鲜报道更是引发广泛热议(李小

荣罗进辉2015)由于此类报道负面新闻居多

控股家族的ldquo垂帘听政rdquo与公司财务决策

中国上市公司研究

-- 130

《管理世界》(月刊)2017年第 3期

媒体的ldquo关注rdquo不仅损害了公司的声誉也对管理层

尤其是董事长的形象造成了不良影响当上市公司

董事长由非家族成员担任时家族声誉不因较低的

股利支付问题而受损将会加强控股股东将原本作为

股利支出的现金占为己有的欲望即该类企业的股

利支付意愿和股利支付率都将会更低

假设 4与由控股家族成员担任董事长的企业相

比非家族董事长企业的股利支付率较低

三数据变量与描述性统计

(一)数据来源与样本选择

本文以 1999~2014 年所有的 A 股上市公司为初

始样本借鉴苏启林和朱文(2003)邓建平和曾勇

(2005)Maury(2006)许静静和吕长江(2011)等有

关家族企业的定义我们将符合以下条件的企业视

为家族企业(1)最终控制人能够追溯到自然人或家

族(2)最终控制人直接或间接是上市公司的第一大

股东我们首先从CSMAR数据库获取了上市公司实

际控制人的基本信息将其与年报一一进行校对并

确定唯一的最终控制人本文对家族企业最终控制

人的判定标准为(1)当仅有一名实际控制人时该

自然人为最终控制人(2)当存在多名无亲缘关系的

自然人股东时持股比例最高的自然人为最终控制

人(3)当实际控制人为家族且存在持股比其他家族

成员至少高 10的实际控制人时该成员为最终控

制人(4)当实际控制人为家族且家族成员持股均衡

时最终控制人为在上市公司任职且职位级别最高

的家族成员⑦

由于董事长的背景信息并非强制披露我们首先

根据上市公司年报招股说明书等对最终控制人与

董事长的关联关系进行了手工整理对于未明确说

明两者关系的公司我们进一步通过百度等途径网

络搜索相关信息最终确认实际控制人与董事长的

亲属关系鉴于研究惯例我们剔除了(1)最终控

制人为非自然人或家族(2)金融保险业公司(3)主要数据缺失的样本最终得到 9528个观测值样

本的年度行业分布详见表 1在本文中我们将与最终控制人有亲属关系的董

事长界定为家族董事长关系类型包括最终控制人

本人夫妻父子女母子女兄弟妹姐弟妹和其

他亲戚关系如叔侄等对于无法通过公开资料查询

到与最终控制人是否存在亲属关系的董事长我

们将其划分为非家族董事长在本文样本中尽

管由实际控制人家族成员担任董事长的样本占绝

大多数仍有 2611的家族企业选择聘用非家族

成员担任董事长从年度分布上看由非家族成

员担任董事长的比例在 2008年之前变化不大在

2008 年出现显著下降并随后稳定在 20左右⑧

在行业分布上由于制造业样本占总样本的比例

远超过其他行业为避免样本分布出现严重偏差

我们根据证监会二位行业代码进一步将其细分

由表 1可以看出家族与非家族董事长的行业分

布较不均匀例如在批发零售电力及综合类企

业中超过 40的家族企业样本聘用非家族成员担

任董事长而在电子行业中该比例仅为 1398

表 1 样本分布Panel A年度分布

年度1999200020012002200320042005200620072008200920102011201220132014合计

Panel B行业分布

行业农林牧渔业

采掘业食品饮料

纺织服装皮毛木材家具造纸印刷

石油化学塑胶塑料电子

金属非金属机械设备仪表医药生物制品其他制造业

电力煤气及水的生产和供应业建筑业

交通运输仓储业信息技术业

批发和零售贸易房地产业

社会服务业传播与文化产业

综合类合计

总样本N12187614221733836243051155063693412131346134813959528

非家族董事长N492959961511751931971701841992322362622922488

总样本N1949836546091221102060866919657481425319384972439501238743939528

33335000381641554424446748344488385530912893213119131753194420932611

非家族董事长N44341051351843280851534121793128453220419818455202032488

家族董事长N8947831211871872373143804527359811110108611037040

2268346928772935197819462745139822872097239321835283233238102099451036732311270351652611

家族董事长N150642603257317874052351615535691112514852768241317183541907040

66675000618458455576553351665512614569097107786980878247805679077389

7732653171237065802280547255860277137903760778174717766861907901549063277689729748357389

-- 131

这也说明了我们在实证分析中控制样本年度行业

的必要性

(二)变量定义

为检验董事长是否为家族成员对公司财务决

策的影响本文考察了上市家族企业的董事长是否

为控股家族成员与公司投资资本结构现金持有

以及股利政策的关系在投资决策方面借鉴 Anderson等(2012)我们着重检验了董事长的家族身

份对公司资本支出创新活动的影响与已有研究

一致(陈德球等2012Xu et al2013)我们采用购

建固定资产无形资产和其他长期资产支付的现金

与期初的总资产的比值作为公司资本支出的衡量

指标⑨由于研发投入数据的可得性问题⑩本文用

公司申请专利专利被国家知识产权局授权的情况

表示公司创新水平其中专利包括发明实用新型

及外观设计 3类创新作为一项长期的需要大量

资金投入的活动从研发投入到专利产出常存在时

间间隔因此在实证回归中我们用向后滞

后两期的专利数量来代表当期的研发水平104877810486491048659

(He and Tian2013Tan et al2015)衡量指

标包括专利申请数(Patent_AP)和专利授权

数(Patent_GR)在融资方面我们从公司的

资产负债率(Leverage)及债务的期限结构

(Debt)两方面考察了家族成员董事长企业与

非家族成员董事长企业在资本结构方面的差

异其中负债率与债务期限结构分别为总负

债长期负债与总资产的比值(Fan et al2011)为衡量上市公司的现金持有水平

(Cash)我们计算了上市公司拥有的现金及

其等价物与净资产的比值其中现金及其等

价物为货币资金交易性金融资产及短期投

资净额之和净资产为扣除货币资金等现金

及其等价物后的总资产对于上市公司的股

利政策我们采用两个指标进行衡量包括

是否支付现金股利的虚拟变量(Divdum)若

支付现金股利取值为 1否则为 0股利支付

率(Divearn)即每股现金股利除以每股净

利润

董事长的家族属性是本文的关键变量

我们用虚拟变量NF_Chair表示若上市公司

的董事长不由实际控制人本人或其家族成员

担任NF_Chair取值为 1否则为 0在各财务决策

模型中我们也控制了可能影响上市公司决策的因

素如公司规模(即总资产的自然对数)公司年龄

(为公司成立年限的自然对数)第一大股东持股比

例机构投资者持股比例等变量鉴于宏观因素和

行业特征等可能对公司的决策产生影响我们在模

型中也加入了年度行业的虚拟变量另外我们

对所有的连续变量在 1和 99分位数上进行Winsorize处理以消除极端值对实证结果的影响各主

要变量的定义参见表 2(三)描述性统计

表 3的 Panel A报告了基于总样本的描述性统

计结果在本文样本中由实际控制人家族成员担

任董事长的情况颇为常见(大部分为最终控制人亲

自担任董事长)只有 261的家族企业的董事长由

非家族成员担任然而对于这些平均仅成立 12年

的样本企业而言该比例显著高于基于国外一般家

表 2 主要变量的定义变量

NF_Chair

Invt

Patent_APPatent_GRLeverageDebt

Cash

DivdumDivearnROAROEROSST

ORECRPTNRPTExecompDircompDsecomp

CEO_changeChair_changeFee_other

Fee_manageSize

BM

FageTOP1TOP25

InstitutionBsize

IndependenceIndustryYear

含义及计算方法

非家族成员董事长虚拟变量若董事长不由实际控制人或其家族成员担任时取值为 1否则为 0资本支出额为购建固定资产无形资产和其他长期资产支付的现金除以期初总资产

专利申请数为发明实用新型外观设计申请数之和(加 1)的自然对数专利授权数为发明实用新型外观设计授权数之和(加 1)的自然对数资产负债率为总负债除以总资产负债期限结构为长期负债除以总资产

现金持有比例计算公式为(货币资金+交易性金融资产+短期投资净额)(总资产-货币资金-交易性金融资产-短期投资净额)

股利支付虚拟变量若公司发放现金股利为 1否则为 0股利支付率为每股现金股利除以每股净利润资产收益率为净利润除以总资产权益收益率为净利润除以权益销售利润率为净利润除以营业收入是否被 ST的虚拟变量若公司被ldquoSTrdquo或ldquoPTrdquo为 1否则为 0资金占用为其他应收款净额除以总资产关联交易额为上市公司关联交易额总资产关联交易次数为上市公司关联交易次数的自然对数高管薪酬为薪酬最高的前 3名高管平均薪酬的自然对数董事薪酬为薪酬最高的前 3名董事平均薪酬的自然对数管理层薪酬为薪酬最高的前 3名管理层平均薪酬的自然对数CEO变更虚拟变量若CEO发生变更为 1否则为 0董事长变更虚拟变量若董事长发生变更为 1否则为 0在职消费为支付其他与经营活动有关的现金除以总资产管理费用率为管理费用除以总资产公司规模为总资产的自然对数总资产账市比为考虑非流通因素的总资产账面价值除以总资产的市场价值其中总资产的市场价值=每股权益times非流通股股数+期末收盘价times流通股股数+负债账面价值)公司年龄为公司成立年限的自然对数第一大股东持股比例第二至第五大股东持股比例之和机构投资者持股比例董事会规模为董事会人数独立董事比例为独立董事人数除以董事会人数行业根据证监会行业代码分类共 21个行业哑变量年度样本区间为 1999~2014年共 14个年度哑变量

控股家族的ldquo垂帘听政rdquo与公司财务决策

中国上市公司研究

-- 132

《管理世界》(月刊)2017年第 3期

族企业发展演变过程中预期的职业经理人参与

率在投资方面样本企业 InvtPatent_APPat

ent_GR的均值分别为 00761204和 1808而在资

本结构方面Leverage和 Debt的均值分别为 437

45说明家族企业的平均负债水平较高其中短

期负债是企业负债的主要组成部分在现金持有

和股利政策上家族企业的平均现金持有水平为

425平均股利支付率为 235其中发放现金股

利的企业占总样本的 631从绩效情况看家族

企业在样本区间内平均的 ROAROEROS 分别为

37675样本企业的绩效表现与其他研究

使用的样本企业相近(Liu et al2015Xu et al2015)从公司股权结构情况看第一大股东持股

(3313)远高于第二至第五大股东的持股比例之

和(2043)作为国外公司股权结构与公司治理的

重要参与者机构投资者在中国家族企业中平均持

股仅为 445

为说明控股家族ldquo垂帘听政rdquo的影响我们进一

步比较了家族董事长企业与非家族董事长企业在

财务决策上的异同如 Panel B所示家族成员董

事长企业 InvtPatent_APPatent_GR的均值分别为

008414392136而非家族成员董事长公司的 In

vtPatent_APPatent_GR 的 均 值 分 别 为 005406120982这就说明由非家族成员担任董事长的

家族企业在资本支出研发方面均显著低于由实际

控制人或其家族成员担任董事长的企业在资本

结构方面非家族成员董事长企业的资产负债率和

长期负债率均显著高于家族成员董事长企业具

体地非家族成员董事长企业 LeverageDebt的均值

(中位数)分别为 0577(0506)0057(0009)而家

族成员董事长企业 Leverage和Debt的均值(中位数)

仅为 0388(0363)0040(0002)从现金持有和股

利方面看相比于由控制家族成员担任董事长的企

业非家族成员董事长企业平均而言更不倾向发放

现金股利股利支付更少其现金持有水平在均值

和中位数上也显著少于家族成员董事长企业104877810486491048660相

似地无论是 ROAROE还是 ROS非家族成员董事

长企业的业绩表现均显著差于由实际控制人家族

成员担任董事长的企业

另外我们也检验了变量之间的相关系数104877810486491048661

结果显示董事长是否为家族成员与各财务决策变

量的相关系数均在 1水平显著且未有任何控制

变量之间的相关系数的绝对值超过 07说明本文

的实证模型并不存在严重的多重共线性问题

四实证检验结果

在本部分我们实证检验了上市公司董事长的

家族身份对公司财务决策的影响包括资本性投资

与创新资本结构现金持有及股利政策等为控

制董事长任命与公司财务决策之间可能存在的内

生性问题我们采用倾向得分匹配法(PSM)及工具

变量法重新检验了董事长性质与各项财务决策的

关系

(一)投资决策

为检验家族与非家族董事长所在公司投资决

策的差异借鉴Guumlner等(2008)Xu等(2013)以及

Custoacutedio和Metzger(2014)我们采用以下实证模型

Invtt =α0 +α1 NF_Chairt +α2 Sizet-1 +α3 BMt-1

+α4 CFt+α5 Leveraget+α6 Faget +α7 TOP1t

+α8 TOP25t +α9 Institutiont +sumIndustry

+sumYear+ε (1)

表 3 主要变量的描述性统计Panel A总样本

VariableNF_Chair

InvtPatent_APPatent_GRLeverageDebtCash

DivdumDivearnROAROEROSSizeBMFageTOP1TOP25

InstitutionBsize

IndependencePanel B分组比较

VariableInvt

Patent_APPatent_GRLeverageDebtCash

DivdumDivearnROAROEROS

N95288646677367739528952895289528952895289528950695289528952895289528952894749471

非家族董事长N

24121924192424882488248824882488248824882473

Mean0054061209820577005702810396014200110048-0047

Mean02610076120418080437004504250631023500370067005021180060723623313020430445185360365

Median00280000000005060009015000000000002600580050

SD0439008214631892034300750598048302870079018503801011022505311434011600573215870058

家族董事长N

62344849484970407040704070407040704070407033

P250

0018000000000225000001070

00000016003200292053004422079225201129001227

0333

Mean00841439213603880040047607140268004600740083

Median00601099239803630002024910000209004700760087

Median0

0050000013860404000302151

01610042007200782109006272485299701933021529

0333Difference

Mean-0030-0827-115401890017-0195-0317-0126-0035-0026-0130

P751

0104239834340575006004711

03560070011601482178007852773423002851067789

0400

Median-0032-1099-239801430007-0099-1000-0209-0021-0018-0037

注分样本平均值差异检验为独立样本 t 检验中位数差异检验使用Wilcoxon检验分别表示在 1510水平上显著

-- 133

其中Invt为公司的资本支出NF_Chair为表征

董事长家族身份的虚拟变量若董事长为非家族成

员NF_Chair取值为 1否则为 0同时我们还控

制了以下因素的可能影响期初的公司规模(Sizet-

1)即期初的总资产的自然对数投资机会(BMt-1)

即期初的总资产账面价值与市场价值之比现金流

量(CFt)即 t期的经营活动产生的现金流量净额除

以期初的总资产其他控制变量包括总资产负债

率(Leverage)公司年龄(Fage)第一大股东持股比

例(TOP1)第二至第五大股东持股比例(TOP25)

机构投资者持股比例(Institution)行业(Industry)和

年度(Year)哑变量为保证研究结论的稳健性所

有检验的标准误差均经过异方差和企业层面的聚

类调整

由于创新活动具有时滞我们采用向后滞后两

期的专利数量衡量公司的创新能力(He and Tian2013Tan et al2015)检验董事长的家族性质对

创新活动影响的模型如下

Patentt+2 =α0 +α1 NF_Chairt +α2 Sizet +α3Leveraget

+α4 BMt +α5 ROAt +α6 Faget +α7 TOP1t +α8 TOP25t

+α9 Institutiont +α10 RampDt +α11PPEt +α12 Invtt

+sumIndustry+sumYear+ε (2)其中Patentt+2分别为专利申请数(Patent_APt+2)

专 利 授 权 数(Patent_GRt + 2) 借 鉴 Fahlenbrach(2009)Custoacutedio 和 Metzger(2014)我们控制了

ROA即资产收益率为净利润除以总资产RampD

即研发投入除以销售收入PPE即固定资产比例

为固定资产净额除以总资产其他控制变量定义

如表 2所示具体实证回归结果见表 4表 4列(1)报告了资本支出的检验结果其中

NF_Chair的系数为负且在 1水平上显著说明相

比于家族董事长企业由非家族成员担任董事长的

企业的资本支出水平显著更低表 4列(2)和(3)分别列示了董事长性质与上市公司专利申请数和

专利授权数的关系从中可以看出非家族董事长

企业与家族董事长企业在研发创新活动上存在明

显差异在所有回归中NF_Chair的系数均显著为

负即无论是在专利申请还是专利授权上非家族

董事长公司的专利产出均比家族董事长企业少创

新水平较低另外当我们以上市公司是否拥有专

利申请(Dum_APt+2)是否拥有专利授权(Dum_GRt+2)

作为公司创新活动强度的替代衡量指标时两类公

司创新水平的差异在以是否拥有专利的虚拟变量

作为被解释变量的模型中仍然存在结果如列(4)和(5)所示实证结果表明家族企业董事长的家

族身份显著影响公司的投资决策从而证明了本文

的假设 1(二)债务融资

为考察家族与非家族董事长企业在债务融资

决策方面的差异我们参考肖作平和廖理(2007)

韩亮亮和李凯(2008)姜付秀和黄继承(2013)以

及 Custoacutedio和Metzger(2014)的模型采用的实证模

型如下

Capitalt=β0 +β1NF_Chairt +β2Sizet +β3BMt

+β4ROAt +β5Faget +β6TOP1t +β7TOP25t

+β8 Institutiont +β9FCFt +β10PPEt +β11Depret

+sumIndustry+sumYear+ε (3)其中Capital 分别为资产负债率(Leverage)和

债务的期限结构(Debt)在控制变量中FCF为每

股自由现金流量即经营现金流量净额减去资本支

出的差除以总股数Depre为固定资产折旧除以总

表 4 投资决策

NF_Chair

Size

Leverage

BM

Fage

TOP1

TOP25

Institution

CF

ROA

RampD

PPE

Invt

Intercept

IndustryYearN

Adj R2

(1)Invt

-0016(-565)0002(122)

-0010(-359)

-0025(-367)

-0024(-728)

0000(469)

0001(475)

0001(696)

0096(773)

0070(212)控制控制84380174

(2)Patent_AP-0273(-415)

0232(546)-0121(-163)-0217(-115)

-0361(-564)0004(168)0005(166)

0021(425)

0970(435)-1007(-040)0224(114)0427(124)

-4647(-534)控制控制67350344

(3)Patent_GR-0333(-375)

0214(401)

-0269(-283)0245(101)

-0484(-603)0000(008)0001(039)

0028(414)

0581(201)-2691(-080)0402(161)

0875(205)

-4339(-395)控制控制67350442

(4)Dum_AP-0339(-405)

0166(322)

-0520(-246)0472(220)

-0488(-609)0003(097)0002(061)

0021(375)

2055(431)-1631(-061)0435(157)

0891(210)

-9045(-881)控制控制66930350

(5)Dum_GR-0238(-244)0116(199)

-0679(-336)

0758(308)

-0630(-568)0000(001)-0002(-061)

0026(373)

0503(126)-4252(-144)0586(202)

1363(278)

-8466(-754)控制控制66930406

注由于创新活动存在时间滞后性列(2)至列(5)的控制变量为 t期因变量则为 t+2 期分别表示在 1510水平上显著括号中的数值为 t值所有检验的标准误差均经过异方差和企业层面的聚类调整

控股家族的ldquo垂帘听政rdquo与公司财务决策

中国上市公司研究

-- 134

《管理世界》(月刊)2017年第 3期

资产其他控制变量定义如表 2 所示若

NF_Chair系数为正表明相比由实际控制人

家族成员担任董事长企业非家族董事长企业

更倾向于采用高负债特别是长期负债实证

检验结果如表 5所示

在表 5中我们提供了董事长性质与上市

公司资本结构关系的实证回归结果其中列

(1)和列(2)回归模型的被解释变量分别为资

产负债率和长期负债率我们发现NF_Chair

的系数在所有回归中均显著为正说明相比

于董事长由实际控制人家族成员担任的企业

非家族董事长企业的负债水平更高债务期限

结构更长也就是说当实际控制人家族不直

接与公司发生联系时控股股东倾向于进行更

多的债务融资尤其是长期债务融资该结果

支持了控股股东可能利用债务融资剥削外部

投资者的观点即在投资者保护较弱的情况

下负债的公司治理作用弱化债务融资成为

服务控股股东掏空行为的工具在非家族董

事长企业中家族与公司声誉的分离使得控股

股东与其他投资者的利益冲突加剧为满足其

私利行为控股股东利用非家族董事长的优势

通过债务融资增加其可控制的资源同时由

于上市公司负有长期债务的还款付息压力比

短期债务小财务困境和破产风险较低长期

负债更能为控股股东转移公司资源提供便利

非家族董事长企业也更偏好长期的债务融

资由此本文的假设 2a和 2b得以验证

(三)现金持有与股利支付

为考察董事长的家族身份对上市公司现金

持有政策的影响我们参考Opler等(1999)王

福胜和宋海旭(2012)以及姜彭等(2015)采

用以下模型检验家族与非家族董事长企业现

金持有水平的差异情况

Casht=γ0+γ1 NF_Chairt +γ2Sizet +γ3BMt

+γ4Divdumt +γ5ROEt +γ6Faget +γ7TOP1t

+γ8TOP25t +γ9Institutiont +γ10CFt +γ11Invtt

+γ12Leveraget +γ13Debtt +γ14Wcapitalt

+γ15Wcapitalt +sumIndustry+sumYear+ε (4)其中Cash为公司的现金持有水平CFIn

vt分别为经净资产调整的经营现金流量净额和

资本支出Wcapital为营运资本与现金及其等价物之差

除以净资产Wcapital为Wcapital的变化量其他控制

变量定义如表 2所示

另外借鉴雷光勇等(2015)和魏志华等(2012)104877810486491048662我

们检验了家族与非家族董事长企业在股利政策方面的

不同本文采用的股利支付模型如下

Dividendt=γ0+γ1NF_Chairt +γ2Sizet +γ3 Leveraget

+γ4BMt +γ5ROEt +γ6CFt +γ7Casht +γ8Invtt +γ9 Faget

+γ10PPEt +γ11TOP1t +γ12TOP25t +γ13Institutiont

+γ14SEOt+sumIndustry+sumYear+ε (5)其中Dividend分别为是否支付现金股利(Divdum)

股利支付率(Divearn)在控制变量中CFCashInvt分

别为经总资产调整的经营现金流量净额现金持有水平

和资本支出SEO为公司是否满足法定再融资条件的虚

拟变量若权益收益率介于[67]之间则 SEO取值为

1否则为 0其他控

制变量定义如表 2 所

示具体实证回归结

果见表 6表 6 报告了董事

长的家族身份对公司

表 5 资本结构

注分别表示在1510水平上显著括号中的数值为 t 值所有检验的标准误差均经过异方差和企业层面的聚类调整

NF_Chair

Size

BM

Fage

TOP1

TOP25

Institution

ROA

PPE

Depre

FCF

Intercept

IndustryYearN

Adj R2

(1)Leverage0043(279)

0061(682)

-0324(-867)

0091(756)-0000(-024)-0001(-156)

-0002(-201)

-1675(-1314)-0021(-023)2474(252)

-0025(-579)

-0768(-382)控制控制94840346

(2)Debt

0009(272)

0026(1568)-0003(-035)

0014(605)-0000(-033)-0000(-196)0000(111)

-0068(-512)

0111(708)

-0458(-350)

-0013(-978)

-0552(-1403)控制控制94830300

表 6 现金持有与股利支付

NF_Chair

Size

Leverage

BM

ROE

Fage

TOP1

TOP25

Institution

CF

Invt

Cash

PPE

SEO

Wcapital

Wcapital

Debt

Divdum

Intercept

IndustryYearN

Adj R2

(1)Cash0029(186)

-0072(-717)

-0237(-782)

0130(310)

-0035(-165)-0031(-167)

0002(348)

0003(419)-0001(-115)

1254(1194)

0523(577)

0237(409)0120(182)

-0211(-288)

0049(409)

1225(562)控制控制86430346

(2)Divdum

-0373(-631)

0417(1110)

-2228(-1441)0711(447)

2634(1237)

-0294(-497)0005(241)

0007(274)

0026(587)

1588(640)

1543(441)

0952(507)

-0419(-203)0149(220)

-9891(-1032)控制控制95070345

(3)Divearn

-0038(-378)0008(148)

-0075(-628)

0118(439)

0066(728)

-0032(-345)

0001(402)

0002(369)0000(005)

0202(516)0021(035)

0316(1075)

0099(304)0000(002)

-0313(-258)控制控制95070173

注分别表示在 1510水平上显著括号中的数值为 t值所有检验的标准误差均经过异方差和企业层面的聚类调整

-- 135

现金持有和股利政策影响的实证结果由表 6列

(1)可知NF_Chair的系数显著为正说明由非家族

成员担任董事长的企业的现金持有水平高于实际

控制人家族担任董事长的企业列(2)~(4)则报告

了董事长性质与上市公司股利支付的关系被解释

变量分别为是否支付股利股利支付率在这两

个模型中NF_Chair的系数均为负且至少在 1水

平上显著说明非家族董事长企业的支付股利意

愿股利支付率均明显比家族董事长企业低表 6的实证结果与非家族董事长企业控股股东代理问

题较严重的解释一致即当实际控制人或其家族成

员不担任董事长时控股股东侵占其他股东利益的

动机增强为方便其关联交易资金侵占等掏空行

为上市公司将持有更多的现金发放更少的股

利因此本文的假设 3和假设 4得以验证

以上分析表明家族企业董事长的家族性质显

著影响上市公司的财务决策具体地与家族董事

长企业相比非家族董事长企业的资本支出创新活

动较少债务融资较多债务期限结构较长现金持

有水平较高股利支付意愿水平均较低我们的实

证结果一致支持了家族声誉的解释即在由非家族

成员担任董事长的情况下家族与公司声誉的分离

导致控股家族具有较强的掠夺外部投资者的动机

从而促使其采取有利于其私有收益的财务决策

(四)内生性检验

在考察管理层的性质对上市公司的影响时已

有研究表明家族企业中管理层的任命与公司的表

现存在内生性问题(Bennedsen et al2007Cucculelli and Micucci2008Fahlenbrach2009)具体而

言当实际控制人家族预示到未来可能发生的业绩

下滑或经营不善时为保护家族声誉家族企业将

任命控制家族以外的职业经理人担任上市公司要

职如CEO等同样地家族企业董事长的任命与公

司财务决策之间也可能存在着内生性影响当公

司的财务决策可能导致更高的财务困境或经营困

难时实际控制家族参与企业管理的动机削弱在

处于不同生命周期阶段的家族企业中控股股东对

职业经理人的需求也存在差异为消除董事长性

质与公司财务决策之间的内生性问题我们采用倾

向得分匹配(Propensity Score MatchingPSM)法和

工具变量法对两者关系进行检验

1倾向得分匹配法

倾向得分匹配方法是解决潜在的内生性问题

的常用方法之一(Imbens and Wooldridge2009)

我们首先对董事长的家族性质与可能影响管理层

任命的因素进行 Probit回归计算样本企业的倾向

得分其次根据不同配对原则我们构建了与非家

族董事长企业具有相近特征的家族董事长企业控

制组样本通过比较这两组样本在公司行为上的

差异我们就可以清楚地看出董事长家族属性对财

务决策的影响为较好地控制样本企业在除董事

长家族身份外其他公司特征的差异我们以各财务

决策模型中的控制变量作为配对变量当然我们

也考虑年度和行业的影响在主检验中我们采用

1∶2的最近邻匹配方法构建实验组和控制组样本

同时为保证检验结果的稳健性我们还采用了 1∶1或 1∶3最近邻匹配核匹配半径匹配及重复抽样

等多种配对方法(Bae et al2011Jameson et al2014)

表 7报告了倾向得分匹配方法的检验结果由

表 7 倾向得分匹配(PSM)结果

注分别表示在 1510水平上显著括号中的数值为 t值在重复抽样检验中括号中的数值为 z值

Panel A最近邻匹配(12)Variable

Invt

Patent_AP

Patent_GR

Leverage

Debt

Cash

Divdum

Divearn

Panel B其他配对方法Variable

Invt

Patent_AP

Patent_GR

Leverage

Debt

Cash

Divdum

Divearn

SampleUnmatchedMatched

UnmatchedMatched

UnmatchedMatched

UnmatchedMatched

UnmatchedMatched

UnmatchedMatched

UnmatchedMatched

UnmatchedMatched11匹配-0016(-1038)

-0316(-1088)

-0410(-1071)0077(812)

0006(327)0012(132)

-0120(-1192)

-0048(-910)

NF_Chair=10054005406190619099409940570057000570057025902590399039901430143

13匹配-0015(-611)

-0206(-432)

-0232(-370)

0054(468)

0008(322)0023(176)

-0082(-547)

-0033(-393)

NF_Chair=00081006814420802214112120387051700400051038102360714047802680173核匹配

-0015(-728)

-0219(-512)

-0245(-442)

0055(520)

0008(354)0025(194)

-0091(-708)

-0035(-480)

Difference-0027-0014-0823-0183-1147-02180183005300170007-01220023

-0316-0079-0125-003半径匹配-0018(-643)

-0257(-411)

-0332(-406)

0052(483)

0009(308)0020(126)

-0107(-629)

-0042(-427)

T-stat-1442-565-2146-370-2325-3322402441966254

-1064178

-2923-506-1894-336

重复抽样-0014(-485)

-0183(-508)

-0218(-365)053(342)

0007(227)

0023(244)

-0079(-579)

-0030(-369)

控股家族的ldquo垂帘听政rdquo与公司财务决策

中国上市公司研究

-- 136

《管理世界》(月刊)2017年第 3期

Panel A可知非家族成员董事长与家族成员董事

长企业的投资融资股利政策不仅在配对前明显

不同在控制公司除董事长家族属性外的其他特征

差异后该差异仍然显著存在且与前文实证回归

结果一致具体而言与由实际控制人家族担任董

事长的企业相比非家族成员担任董事长的企业的

资本支出较少以专利申请专利授权量衡量的创

新产出水平较低负债比例较高债务期限结构较

长现金持有较多股利支付的意愿股利支付率均

较低Panel B列示了采用其他配对方法的财务决

策差异检验结果结论与 Panel A 一致在此不再

赘述

2工具变量法

为解决董事长任命与财务决策之间的内生性

问题我们还使用工具变量法检验两者的关系

由于本文的内生变量 NF_Chair 为二元变量我们

采用扩展的 Heckman 两阶段模型即处理效应模型

(Treatment Effect Model)进 行 检 验(Heckman1979)依据本文的研究问题有效的工具变量需

满足两个条件(1)工具变量与上市公司家族董事

长的任命相关即相关性(2)工具变

量与公司财务决策无关只能通过上

市公司董事长的家族性质影响公司

的财务决策即外生性本文采用各

省的无偿献血率及婚姻状况作为上

市公司董事长是否为家族成员的工

具变量104877810486491048663

控股家族是否担任上市公司董事

长受家族拥有的社会资本和家族关系

的影响当控股家族的社会资本越

高如拥有政治关联行业商会身份

等家族为上市公司带来的资源越多

收益越高相比非家族董事长由家族

成员延续公司经营管理更有利于保

存发挥家族社会资本的作用(Xu etal2015)即控股家族拥有的社会

资本越多任用家族董事长的可能性

越高由于无偿献血率反映了地区的

社会资本水平(Guiso et al2004)对

上市公司董事长的选择产生作用而

无偿献血率又不受公司财务决策的影

响(潘越等2009)因此无偿献血率(VBD)是董事

长家族性质的有效工具变量各省的无偿献血数

据来源自卫生部官方网站104877810486491048664家族观念的强弱也会

影响控股家族成员担任上市公司董事长的意愿

当控股家族关系越紧密时家族凝聚力越强由家

族成员担任家族企业董事长的可能性越高地区

水平的婚姻状况反映了人们对家族关系的态度

(Chahine and Goergen2013)从而影响了家族企业

董事长的选择同时地区水平的婚姻状况与上市

公司财务决策也不存在相关关系因此我们选用

地区婚姻状况(Marriage)作为董事长家族性质的工

具变量具体地我们以地区每万人登记结婚件数

与离婚办理件数的自然对数之差衡量地区的家庭

关系强度该数值越大表明地区家庭关系越紧

密地区婚姻状况数据来源于各年《中国民政统计

年鉴》我们预期当地区无偿献血率越高家族关

系越紧密控股家族担任董事长的可能性越高非

家族董事长概率越低即 VBD 和 Marriage 均与

NF_Chair负相关

表 8列示了工具变量法的回归结果在第一阶

表 8 Heckman两阶段回归结果

注分别表示在 1510水平上显著括号中的数值为 t值所有检验的标准误差均经过异方差和企业层面的聚类调整

NF_Chair

Lambda

Size

BM

Leverage

ROA

ROE

Fage

TOP1

TOP25

Institution

Intercept

工具变量

VBD

Marriage

ControlsIndustryYearN

Adj R2

(1)Invt

-0061(-277)0027(208)0001(074)

-0034(-430)-0004(-117)

-0018(-417)

0000(281)

0000(207)

0001(707)

0143(385)

-0275(-213)

-0319(-711)控制控制控制84380175

(2)Patent_AP-1405(-354)

0675(291)

0222(526)

-0464(-222)-0027(-032)0501(188)

-0254(-346)0001(041)-0001(-019)

0023(454)

-4034(-457)

-0301(-236)

-0333(-756)控制控制控制67350347

(3)Patent_GR-1983(-383)

0984(327)

0200(376)-0114(-043)-0132(-124)-0102(-029)

-0327(-356)-0004(-116)-0006(-139)

0031(446)

-3446(-306)

-0301(-236)

-0333(-756)控制控制控制67350445

(4)Leverage0067(076)-0014(-028)

0061(690)

-0319(-765)

-1660(-1193)

0089(563)-0000(-010)-0001(-128)

-0002(-205)

-0780(-397)

-0315(-248)

-0316(-719)控制控制控制94840346

(5)Debt

-0018(-085)0016(133)

0026(1565)-0009(-094)

-0084(-429)

0017(530)-0000(-087)

-0000(-243)0000(121)

-0539(-1347)-0315(-248)

-0316(-719)控制控制控制94830300

(6)Cash

0624(488)

-0353(-463)

-0062(-612)

0222(480)

-0285(-909)

-0020(-093)

-0083(-397)

0003(501)

0005(585)

-0003(-244)

0728(296)-0206(-159)

-0329(-727)控制控制控制86430352

(7)Divdum

-1399(-316)0607(236)

0406(1069)

0513(297)

-2152(-1351)

2597(1203)

-0190(-255)0002(088)0002(057)

0028(623)

-9321(-957)

-0301(-236)

-0326(-743)控制控制控制95070346

(8)Divearn-0151(-225)0066(170)0007(118)

0095(329)

-0062(-436)

0057(547)

-0021(-189)

0001(286)

0001(204)0000(024)

-0242(-187)

-0301(-236)

-0326(-743)控制控制控制95070174

-- 137

段 回 归 中 我 们 以 董 事 长 是 否 为 非 家 族 成 员

(NF_Chair)作为因变量对工具变量及主检验模型中

的控制变量进行 Probit回归受篇幅限制我们仅报

告了工具变量的回归结果由表 8可知VBD与Mar

riage的系数均为显著为负与预期相符说明无偿献

血率和地区婚姻状况是董事长家族性质的有效工具

变量在第二阶段中我们将第一阶段 Probit回归得

到的逆米尔斯比率(Lambda)加入到主检验模型中并

考察董事长性质对公司财务决策的影响我们发现

Lambda的系数在除资本结构外的所有模型中均十分

显著这就表明我们在分析董事长性质与财务决策的

关系时考虑内生性问题的必要性同时除负债率和

期限结构模型中NF_Chair系数的显著性有所下降外

NF_Chair的系数均至少在 5水平显著系数符号也

与主检验的回归结果一致表明控股家族是否担任董

事长显著影响了上市公司的财务决策选择

综合倾向得分匹配法与工具变量法的实证结果

表明在控制了潜在的内生性问题后董事长性质与

公司财务决策的关系不变也即我们的结论具有稳健

性非家族董事长企业与家族董事长企业之间的财务

决策存在显著差异具体而言相比家族董事长企

业非家族董事长企业的投资创新较少负债率较

高债务期限结构较长现金持有较多股利支付意

愿支付率均较低

五进一步研究控股家族ldquo垂帘听

政rdquo对公司治理及公司绩效的影响

本文以上研究发现可以被解释为控股家族的财

务保守行为(除负债率高这一结果之外)而不是我们

分析的因为家族声誉与上市公司声誉的分离使得控

股家族有更强的掏空动机所致在此部分为验证控

股家族ldquo垂帘听政rdquo对家族企业财务行为的影响主要

服务于控股家族的私有利益我们检验了控股家族

ldquo垂帘听政rdquo对公司代理问题产生的影响首先我们

考察了当实际控制人家族成员不担任董事长时控股

股东是否有更多的剥夺中小股东利益的行为其次

我们检验了控股股东较强的掏空动机是否会影响上

市公司的第一类代理问题并以此说明控股股东是否

会与管理层合谋来实现其ldquo隧道rdquo行为此外我们还

检验了董事长的家族身份对公司绩效的影响为控股

家族ldquo垂帘听政rdquo对公司所产生的不良经济后果提供

进一步的证据支持

(一)非家族成员董事长与控股股东私利

行为

为验证非家族董事长公司是否比家族董事

长公司存在更严重的控股股东代理问题借鉴已

有研究我们从两方面衡量控股股东的私利行

为资金占用程度(OREC)即其他应收款净额除

以总资产(Jiang et al2010Liu et al2015Xuet al2015)关联交易情况包括上市公司总关

联交易额占总资产的比例(RPT)关联交易次数

的自然对数 104877810486491048665(NRPT)(Cheung et al2006Jianand Wong2010Peng et al2011Liu et al2015)在检验控股股东掏空行为的模型中除

关键变量 NF_Chair外我们控制了公司规模资

产负债率资产收益率总资产的账市比公司年

龄第一大股东持股比例等公司特征变量及行

业年度固定效应回归结果如表 9所示

列(1)~(3)的结果表明NF_Chair的系数均

显著为正即相对于由实际控制人家族担任董事

长的企业非家族成员担任董事长的公司中控股

表 9 控股股东的私利行为

注分别表示在 1510水平上显著括号中的数值为 t值所有检验的标准误差均经过异方差和企业层面的聚类调整

NF_Chair

Size

Leverage

ROA

BM

Fage

TOP1

TOP25

PPE

Bsize

Independence

Institution

Intercept

IndustryYearN

Adj R2

(1)OREC

0008(290)

-0006(-347)

0052(574)

-0191(-800)

-0031(-449)

0008(463)0000(009)

0000(217)

-0069(-662)-0001(-136)-0024(-119)

-0000(-268)

0281(671)控制控制94720370

(2)RPT

0043(260)0007(069)

0387(725)-0039(-030)

-0123(-287)0039(228)

0002(333)-0001(-089)0016(029)0002(059)-0013(-011)-0002(-191)-0256(-125)控制控制94720139

(3)NRPT0073(168)

0513(2150)

0639(941)-0174(-085)-0111(-101)0063(152)0003(169)

-0008(-476)

0537(390)0019(152)-0379(-111)0001(043)

-9705(-1831)控制控制94720329

(4)RPT_limit0042(256)0007(073)

0388(736)-0028(-022)

-0117(-276)0038(225)

0002(322)-0001(-096)0017(032)0003(063)-0013(-011)-0002(-188)-0293(-143)控制控制94720140

(5)NRPT_limit

0086(191)

0531(2153)

0702(982)-0219(-103)-0082(-071)0080(187)0002(138)

-0009(-508)

0568(404)0016(125)-0421(-120)0001(048)

-10218(-1824)控制控制94720333

控股家族的ldquo垂帘听政rdquo与公司财务决策

中国上市公司研究

-- 138

《管理世界》(月刊)2017年第 3期

股东与中小股东的利益冲突更加严重控股股东侵

占上市公司资金通过关联交易转移公司资源的私

利行为更多当实际控制人或其家族成员不担任

董事长时家族与上市公司的关系较为松散家族

声誉与上市公司声誉的分离导致控股股东的掏空

动机增加一方面为满足其掏空需求控股股东

倾向于将更多的资源保留在公司内部如减少长期

投资提高负债比率延长债务期限持有更多的现

金减少发放股利等另一方面控股股东的机会主

义行为也减少了可用于投资创新活动的资金从

而导致非家族董事长企业的资本支出和专利数量

均较少另外由于部分关联交易可能是公司经营

所需或是服务于公司发展目标而进行的正常交易

活动借鉴姜付秀等(2015)我们在剔除部分可能

存在噪音的关联交易类别后重新检验了董事长性

质 与 关 联 交 易 额(RPT_limit)关 联 交 易 次 数

(NRPT_limit)的关系104877810486491048666列(4)和列(5)报告了该部

分的回归结果与以总关联交易作为被解释变量

的回归模型检验结果一致NF_Chair的系数均显著

为正即相比家族董事长企业非家族董事长企业

与其关联公司有更多的非正常交易潜在的控股股

东私利行为更加严重

(二)非家族成员董事长与管理层代理问题

尽管股东与经理人之间的利益冲突在股权高

度集中的家族企业中较不突出然而在控股股东

不同的掏空动机下家族与非家族董事长企业中的

第一类代理问题可能存在差别当上市公司董事

长由非家族成员担任时控股家族具有较强的攫取

控制权私利的动机而大股东的掏空行为将影响公

司的业绩在以业绩为参照的薪酬体制下大股东

的私利行为将受到管理层的抵制(Wang and Xiao2011)同时因大股东的掏空行为引致的公司负

面报道或业绩不善将损害管理层的声誉(Dyck etal2008)基于自身社会声誉及职业生涯的考虑

管理层将倾向于不配合控股股东的掏空决策因

此为更易实施其机会主义行为疏通其转移资源

的ldquo隧道rdquo控股股东可能会采取联合管理层的方式

侵占中小股东的利益(Burkart et al2003)如降低

薪酬业绩敏感性和离职业绩敏感性增加在职消费

等(苏冬蔚熊家财2013)也即相比于家族董事

长企业非家族董事长公司的控股股东可能会增加

对管理层的激励包括削弱管理层薪酬与业绩的关

联度提高管理层的职位稳定性允许更高的在职

消费等弥补管理层可能的声誉损失

同时由于实际控制人通过任命管理层能够轻

易地获取私利(唐跃军左晶晶2014)中国家族企

业的董事长常与控股股东存在关联(La Porta et al1999Mullins and Schoar2016)董事长的这一特征

为控股家族实现与管理层的合谋提供了可能另

外当上市公司具有较严重的第二类代理问题时

公司的绩效不能很好地反映管理层的努力程度和

能力水平由于缺乏明确的评价管理层表现的标

准管理层的薪酬任职与业绩的关系也较弱(Caoet al2011Wang and Xiao2011)对此我们检验

了董事长性质与管理层薪酬-业绩敏感性离职-业绩敏感性之间的关系即家族与上市公司声誉的分

离在提高控股股东私利行为的同时是否也会恶化

家族企业内的第一类代理问题

表 10列(1)~(3)分别报告了高管董事管理

层薪酬mdash业绩敏感性的回归结果在实证模型中

我们分别采用薪酬最高的前 3名高管董事董监高

的平均薪酬的自然对数作为因变量并控制了高

管董事会管理层的持股比例以及如公司规模等

公司特征变量由表 10 可知检验的关键变量

NF_Chair与 ROA的交叉项在所有薪酬模型中均显

著为负表明相比于家族董事长企业由非家族成

员担任董事长的家族企业中管理层的薪酬mdash业绩

敏感性较低其次我们考察了两类企业中 CEO

董事长的离职mdash业绩敏感性的差异在列(4)和列

(5)显示的 Probit 回归模型中被解释变量分别为

CEO或董事长是否发生变更的哑变量控制变量除

公司规模等特征变量外还包括 CEO或董事长的学

历年龄及任期等可以看出核心变量 NF_Chair

与ROA的交叉项在变更模型中均为正且在 1水平

上显著这就说明在非家族董事长企业中CEO和

董事长因公司业绩表现不佳而发生更替的可能性

较小其离职mdash业绩敏感性比家族董事长企业显著

较低在剔除了董事长与 CEOldquo二职合一rdquo的样本

后回归结果保持不变最后我们也检验了董事

长的家族性质与管理层在职消费之间的关系其中

管理层的在职消费情况用企业支付其他与经营活

动有关的现金与总资产的比例管理费用与总资产

-- 139

的比例进行衡量如列(6)和列(7)所示NF_Chair

的系数显著为正说明与家族董事长企业相比非

家族董事长企业中管理层的在职消费更高以上

结果表明在实际控制人家族不担任上市公司董事

长的家族企业中不仅控股股东具有较多的掏空行

为经理人的代理问题也更加严重即家族声誉与

上市公司声誉的分离恶化了上市公司的治理水平

管理层可能与控股股东合谋而为其机会主义行为

提供便利

(三)非家族成员董事长与公司绩效

与董事长性质相对应的公司的财务决策一方

面可能是实际控制人攫取其个人私利的手段从而

损害了公司的业绩表现另一方面家族与非家族

董事长企业财务决策的差异可能适应了公司发展

需要对公司有利因此考察控股家族是否担任

董事长对上市公司绩效的影响将有助于我们更好

地判别上市公司财务决策背后的动机为检验董

事长的家族身份对业绩的影响我们从 3个方面衡

量公司的会计绩效包括资产收益率(ROA)权益

收益率(ROE)销售利润率(ROS)另外由于中国

企业很少破产我们也将企业是否被证监会ldquoSTrdquo或ldquoPTrdquo视为经营不善的极端情况采用以公司股票是

否被特殊处理的二元变量(ST)作为因变量的Probit

模型比较了家族与非家族董事长企业在绩效表现

上 的 差 异 除 董 事 长 是 否 为 非 家 族 成 员

(NF_Chair)这一关键变量外我们在实证模型中也

控制了可能影响公司绩效的因素如公

司规模负债率等公司特征变量及董事

会规模独立董事占比等公司治理变

量实证结果如表 11所示

表 11 列示了董事长的家族身份与

公司绩效的关系的检验结果由列(1)~(3)可以看出NF_Chair 的系数均显著

为负说明与由实际控制人家族成员担

表 11 公司绩效

注分别表示在 1510水平上显著括号中的数值为 t值所有检验的标准误差均经过异方差和企业层面的聚类调整

NF_Chair

Size

Leverage

BM

PPE

Invt

Fage

TOP1

TOP25

Institution

Bsize

Independence

Intercept

IndustryYearN

Adj R2

(1)ROA

-0011(-438)

0020(1276)

-0102(-1368)

-0081(-1313)

-0043(-464)

0043(284)0003(132)

0001(841)

0001(557)

0001(595)

0002(225)-0007(-034)

-0319(-827)控制控制85960326

(2)ROE

-0018(-281)

0033(1065)

0033(310)

-0182(-1307)

-0076(-306)0051(123)0002(037)

0002(1018)

0002(823)

0002(453)-0001(-027)-0041(-075)

-0555(-782)控制控制85960068

(3)ROS

-0031(-247)

0067(961)

-0470(-1166)

-0099(-386)-0084(-193)0158(213)0014(174)

0001(397)

0001(241)

0002(218)0005(122)0021(020)

-1411(-334)控制控制85770228

(4)ST

0294(362)

-0624(-1027)1597(800)0279(108)

0606(199)

-4419(-384)

0538(453)-0001(-019)-0005(-122)

-0019(-252)0024(096)0758(101)

5425(436)控制控制85810477

表 10 薪酬及离职业绩敏感性在职消费

注Ownership在列(1)~(3)中分别为高管董事管理层的持股比例Education与 Tenure分别表示 CEO或董事长的学历任期Duality表示董事长与 CEO是否二职合一若董事长与 CEO为同一人则取值为 1否则为 0在列(4)和(5)中公司绩效 ROA为上一期的资产收益率在列(6)和(7)中PPE为固定资产与存货净额之和除以总资产分别表示在 1510水平上显著括号中的数值为 t值所有检验的标准误差均经过异方差和企业层面的聚类调整

NF_Chair

NF_ChairtimesROA

ROA

Size

Fage

TOP1

TOP25

Institution

Leverage

BM

PPE

Bsize

Independence

Ownership

Education

Age

Tenure

Duality

InterceptIndustryYearN

Adj R2

(1)Execomp-0023(-067)

-0773(-286)

1415(651)

0362(1902)0010(035)0001(132)

0006(426)

0006(269)

-0092(-184)

-0500(-613)-0126(-122)

0039(437)0396(156)

0185(247)

3186(673)控制控制90470479

(2)Dircomp-0061(-158)

-0828(-274)

1452(617)

0405(1973)-0026(-085)0001(047)

0004(278)0004(160)

-0120(-245)

-0549(-624)-0165(-152)

0060(631)0054(020)

0190(247)

2158(390)控制控制89600457

(3)Dsecomp-0001(-003)

-0767(-268)

1428(642)

0368(1961)0026(092)0002(144)

0006(441)

0006(234)

-0081(-166)

-0486(-605)-0050(-047)

0038(401)0321(128)0027(041)

3124(695)控制控制83900418

(4)CEO_change0142(384)

1637(410)

-2051(-633)

0068(324)0053(144)

-0003(-267)-0003(-183)-0004(-134)0038(075)

-0262(-251)-0056(-047)-0006(-054)0290(083)

-0035(-196)

0010(474)

-0249(-2146)

-0096(-269)

-1738(-228)控制控制82530183

(5)Chair_change0356(805)

1450(320)

-1507(-375)0068(257)

0251(452)

-0005(-346)

-0006(-287)-0004(-104)

0131(266)

-0428(-287)-0167(-106)

-0089(-401)-0002(-086)

-0160(-1465)

-0309(-551)

-5719(-998)控制控制83870231

(6)Fee_other0009(244)

-0011(-538)

0012(400)0000(035)-0000(-126)0000(154)

-0036(-367)0002(183)0055(190)

0245(557)控制控制97340129

(7)Fee_manage0006(432)

-0013(-1344)0004(337)

-0000(-255)-0000(-017)

0000(357)

0005(127)

0001(202)0008(059)

0268(1231)控制控制97330233

控股家族的ldquo垂帘听政rdquo与公司财务决策

中国上市公司研究

-- 140

《管理世界》(月刊)2017年第 3期

任董事长的公司相比非家族董事长企业的 ROA

ROEROS均较低列(4)报告了董事长的家族性

质 与 上 市 公 司 被 证 监 会ldquoSTrdquo的 概 率 的 关 系

NF_Chair的系数为正且在 1水平显著表明非家

族董事长公司比家族董事长公司更可能被ldquoSTrdquo即非家族董事长企业在出现亏损的情况下更不容易

扭亏为盈综合结果显示相比于家族董事长企

业非家族董事长公司的绩效较差即前文阐述的

家族与非家族董事长企业财务决策的差异更可能

是控股家族基于自利目标选择的结果服务于控股

股东侵占中小股东利益的动机为控股家族ldquo垂帘

听政rdquo扭曲了公司财务决策提供了进一步的证据

支持

六稳健性检验

为保证本文结论的可信性我们从以下几个方

面进行了稳健性检验包括

(1)参照冯旭南(2012)闵亦杰等(2016)我们

将最终控制人可追溯到自然人或家族且其控股比

例不少于 10的企业定义为家族企业并重新进行

以上检验结果支持前文结论当我们以 20作为

定义家族企业的临界点时结论保持不变

(2)参 照 王 化 成 等(2007)韩 亮 亮 和 李 凯

(2008)以及苏忠秦和黄登仕(2012)等我们在剔

除了 STPT类上市公司后对董事长性质与财务决

策的关系进行重新检验实证回归结果与前文基本

一致借鉴涂瑞和肖作平(2010)我们以剔除了资

产负债率大于 1的公司后的样本作为研究对象结

论与前文一致

(3)为消除行业影响我们以经过行业调整的

投资融资股利支付等各项财务决策变量作为解

释变量对研究假设进行了重新检验结果未有实

质性改变另外我们采用 Tobit模型对创新产出

股利支付关联交易与董事长的家族性质之间的关

系进行重新检验结论与主检验相同

(4)借鉴 Amore 等(2011)我们以董事长变更

作为外生事件采用 Difference-in-Difference(DID)方法检验董事长性质与财务决策的关系为检验

两者关系我们以控制家族不变而董事长发生变更

的企业变更前后各两年的样本作为研究对象其

中实验组为由家族董事长变更为非家族董事长的

企业对照组为董事长一直由控制家族担任的企

业在选择变更样本前我们要求样本企业在关键

变量上不存在数据缺失的情况研究发现DID检

验的实证结果与前文结论基本一致但关键变量系

数的显著性下降104877810486491048667

(5)控股家族尽管可能选择不做董事长但可

能派出家族成员担任 CEO这与本文所界定的ldquo垂

帘听政rdquo有所差异为进一步明确ldquo垂帘听政rdquo的含

义我们将控股家族完全放弃上市公司关键职位

(包括董事长和 CEO)的现象重新定义为ldquo垂帘听

政rdquo并重新检验ldquo垂帘听政rdquo对财务决策的影响结

论保持基本不变

限于篇幅我们没有在文中报告稳健性检验的

结果

七结论

基于诸多中国家族上市公司董事长由非家族

成员担任这一现象本文以 1999~2014年所有 A股

上市家族企业作为研究样本实证检验了董事长是

否为实际控制人家族成员对上市公司财务决策的

影响我们研究发现当家族企业的董事长由与实

际控制人无明确家族关系的人员担任时上市公司

的财务决策明显区别于家族成员担任董事长的企

业具体而言与家族董事长企业相比非家族董

事长企业的资本支出和创新产出较少负债比例较

高债务期限结构较长现金持有较多股利支付的

意愿股利支付率均较低同时非家族董事长企

业的绩效也较差被ldquoSTrdquo的可能性更高进一步的

检验表明在由非家族成员担任董事长的家族企业

中公司治理水平较低主要表现为较严重的控股

股东代理问题包括更多的关联交易和资金占用

等与此同时管理层的代理倾向也较高包括管

理层的薪酬mdash业绩敏感性离职mdash业绩敏感性较

低在职消费较多等综合实证结果表明当实际

控制人家族不担任公司董事长时家族与上市公司

声誉的分离增强了控股股东侵占中小股东利益的

动机公司财务决策成为服务控股股东掏空行为的

重要工具即新兴市场中的家族企业财务决策与控

股股东代理问题相关在考虑了潜在的董事长任

命与公司决策之间的内生性问题及一系列稳健性

检验后本文研究结论保持不变

-- 141

本文从非家族董事长的角度考察了控股家族

与上市公司之间的关系为家族与非家族参与公司

财务决策的差异提供了新的解释既补充了家族企

业财务决策领域的文献丰富了有关控股股东代理

问题的研究也为新兴市场中声誉如何发挥作用提

供了证据同时本文的研究结论也有助于投资者

进一步认识家族企业从表现上看引入职业经理

人固然可以降低控股家族对家族企业的控制提高

管理层的经营能力改善公司绩效然而与非家族

CEO非家族董事不同由家族放弃直接管理权引

入非家族董事长带来的可能是居于ldquo幕后rdquo的控股

股东更强的转移公司资源的动机恶化公司经营情

况因此在评价家族对上市公司可能的影响时

我们应具体分析家族涉入的方式及程度而进一步

结合控股家族的其他特征如家族内部结构股权变

动情况等进行分析也是我们后续研究努力的方向

(作者单位中国人民大学商学院责任编辑

尚增健)

注释

①Allen等(2005)针对中国家族企业创始人或高管的调查显示ldquo提升声誉rdquo是企业上市的重要原因之一而ldquo声誉损失rdquo则被视为是公司失败的主要风险

②以本文样本为参考中国上市家族企业中 CEO由非家族成员担任的比例约为 63这一比例也高于国外家族企业职业经理人的占比

③依据 2015年《中国家族企业传承报告》在其抽样调查的 839家家族控股企业中绝大多数企业仍由第一代创始人管控Xu等(2015)的研究也显示在 2003~2011年间仅有 20的上市家族企业的董事长或CEO由二代担任

④家族企业职业经理人与控制家族反目的事件屡见不鲜其中国美电器就是职业经理人与控制家族斗争的典型例子

⑤2015年《中国家族企业传承报告》显示约 74的企业主年龄介于 40~60 岁之间60 岁以上的家族企业主仅 8左右本文样本也表明实际控制人的平均年龄为 50岁左右

⑥对于控股家族退居ldquo幕后rdquo是否以及怎样影响了企业财务行为我们在后文进行了较为详细的分析

⑦在判定最终控制人时我们采用的上市公司职位级别排序的标准为董事长gtCEO或总经理gt董事gt其他

⑧对此变化的可能解释为 2008~2009年大量中小企业在创业板的上市而这些中小企业的管理权大多仍掌握在企业家或实际控制人手中在剔除中小板创业板公司样本后由非家族成员担任董事长的比例稳定在 42左右

⑨当我们采用以购建固定资产无形资产和其他长期资产支付的现金与处置固定资产无形资产和其他长期资产收回的现金之差除以期初的总资产来衡量公司资本支出水平时实证结果保持不变

⑩研发投入数据存在大量缺失且可能存在失真情况如为避免向竞争对手透露公司战略公司可能未真实披露其RampD数额

104877810486491048659当我们采用剔除了外观设计的专利总申请数授权数或采用 t+3期的专利申请授权数作为创新水平的代理变量

实证结果保持不变104877810486491048660在控制其他可能影响上市公司现金持有水平的因素后

我们发现非家族董事长企业比家族董事长企业的现金持有水平高

104877810486491048661由于篇幅限制此处未报告相关系数的检验结果104877810486491048662参考邓建平和曾勇(2005)考虑自由现金流影响的股利

支付模型我们对董事长性质与上市公司股利政策进行了重新检验结果保持不变

104877810486491048663当我们以上市公司所在地同行业中由非家族成员担任董事长的比例或上市公司所在地其他上市公司中非家族董事长比例作为工具变量时研究结论保持不变

104877810486491048664由于卫生部披露的各省份无偿献血情况仅有 2004年度及 2005年第一季度的数据且地区社会资本水平也较稳定我们以 2004年各省无偿献血率作为样本区间内地区社会资本水平的衡量指标

104877810486491048665参考魏明海等(2013)我们将上市公司的关联交易按交易方向区分为上市公司向关联方购买销售产品等的关联交易后对董事长性质与控股股东私利行为分别进行检验结论基本不变

104877810486491048666依照CSMAR数据库中对关联交易的分类及本文研究目标我们剔除了类别为ldquo合作项目rdquoldquo许可协议rdquoldquo研究与开发成果rdquoldquo关键管理人员报酬rdquo及ldquo其他事项rdquo的关联交易

104877810486491048667关键变量不显著的原因可能是样本数量太少尽管在不同的公司财务决策下满足筛选条件的样本数量不同但在实际控制人家族保持不变的情况下董事长由家族成员变更为非家族成员的变更事件至多 36起而董事长一直由实际控制人或其家族成员担任的变更事件则至多有 35起

参考文献

(1)蔡地罗进辉唐贵瑶《家族成员参与管理制度环境与技术创新》《科研管理》2016年第 4期

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中国上市公司研究

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Page 7: Ý6× ì ,º ¸ Nb u D¢.CX×é1 · 2019-03-26 · u "mmfo fu bm u u 9v fu bm u u ! j0Î Ô5Î 5Îi¤ 6d° g+±.îvÕ g u fô*u g.ú æ < ¼ /§ 7 / % u +piotpo fu bm u u u ¯egdô

《管理世界》(月刊)2017年第 3期

媒体的ldquo关注rdquo不仅损害了公司的声誉也对管理层

尤其是董事长的形象造成了不良影响当上市公司

董事长由非家族成员担任时家族声誉不因较低的

股利支付问题而受损将会加强控股股东将原本作为

股利支出的现金占为己有的欲望即该类企业的股

利支付意愿和股利支付率都将会更低

假设 4与由控股家族成员担任董事长的企业相

比非家族董事长企业的股利支付率较低

三数据变量与描述性统计

(一)数据来源与样本选择

本文以 1999~2014 年所有的 A 股上市公司为初

始样本借鉴苏启林和朱文(2003)邓建平和曾勇

(2005)Maury(2006)许静静和吕长江(2011)等有

关家族企业的定义我们将符合以下条件的企业视

为家族企业(1)最终控制人能够追溯到自然人或家

族(2)最终控制人直接或间接是上市公司的第一大

股东我们首先从CSMAR数据库获取了上市公司实

际控制人的基本信息将其与年报一一进行校对并

确定唯一的最终控制人本文对家族企业最终控制

人的判定标准为(1)当仅有一名实际控制人时该

自然人为最终控制人(2)当存在多名无亲缘关系的

自然人股东时持股比例最高的自然人为最终控制

人(3)当实际控制人为家族且存在持股比其他家族

成员至少高 10的实际控制人时该成员为最终控

制人(4)当实际控制人为家族且家族成员持股均衡

时最终控制人为在上市公司任职且职位级别最高

的家族成员⑦

由于董事长的背景信息并非强制披露我们首先

根据上市公司年报招股说明书等对最终控制人与

董事长的关联关系进行了手工整理对于未明确说

明两者关系的公司我们进一步通过百度等途径网

络搜索相关信息最终确认实际控制人与董事长的

亲属关系鉴于研究惯例我们剔除了(1)最终控

制人为非自然人或家族(2)金融保险业公司(3)主要数据缺失的样本最终得到 9528个观测值样

本的年度行业分布详见表 1在本文中我们将与最终控制人有亲属关系的董

事长界定为家族董事长关系类型包括最终控制人

本人夫妻父子女母子女兄弟妹姐弟妹和其

他亲戚关系如叔侄等对于无法通过公开资料查询

到与最终控制人是否存在亲属关系的董事长我

们将其划分为非家族董事长在本文样本中尽

管由实际控制人家族成员担任董事长的样本占绝

大多数仍有 2611的家族企业选择聘用非家族

成员担任董事长从年度分布上看由非家族成

员担任董事长的比例在 2008年之前变化不大在

2008 年出现显著下降并随后稳定在 20左右⑧

在行业分布上由于制造业样本占总样本的比例

远超过其他行业为避免样本分布出现严重偏差

我们根据证监会二位行业代码进一步将其细分

由表 1可以看出家族与非家族董事长的行业分

布较不均匀例如在批发零售电力及综合类企

业中超过 40的家族企业样本聘用非家族成员担

任董事长而在电子行业中该比例仅为 1398

表 1 样本分布Panel A年度分布

年度1999200020012002200320042005200620072008200920102011201220132014合计

Panel B行业分布

行业农林牧渔业

采掘业食品饮料

纺织服装皮毛木材家具造纸印刷

石油化学塑胶塑料电子

金属非金属机械设备仪表医药生物制品其他制造业

电力煤气及水的生产和供应业建筑业

交通运输仓储业信息技术业

批发和零售贸易房地产业

社会服务业传播与文化产业

综合类合计

总样本N12187614221733836243051155063693412131346134813959528

非家族董事长N492959961511751931971701841992322362622922488

总样本N1949836546091221102060866919657481425319384972439501238743939528

33335000381641554424446748344488385530912893213119131753194420932611

非家族董事长N44341051351843280851534121793128453220419818455202032488

家族董事长N8947831211871872373143804527359811110108611037040

2268346928772935197819462745139822872097239321835283233238102099451036732311270351652611

家族董事长N150642603257317874052351615535691112514852768241317183541907040

66675000618458455576553351665512614569097107786980878247805679077389

7732653171237065802280547255860277137903760778174717766861907901549063277689729748357389

-- 131

这也说明了我们在实证分析中控制样本年度行业

的必要性

(二)变量定义

为检验董事长是否为家族成员对公司财务决

策的影响本文考察了上市家族企业的董事长是否

为控股家族成员与公司投资资本结构现金持有

以及股利政策的关系在投资决策方面借鉴 Anderson等(2012)我们着重检验了董事长的家族身

份对公司资本支出创新活动的影响与已有研究

一致(陈德球等2012Xu et al2013)我们采用购

建固定资产无形资产和其他长期资产支付的现金

与期初的总资产的比值作为公司资本支出的衡量

指标⑨由于研发投入数据的可得性问题⑩本文用

公司申请专利专利被国家知识产权局授权的情况

表示公司创新水平其中专利包括发明实用新型

及外观设计 3类创新作为一项长期的需要大量

资金投入的活动从研发投入到专利产出常存在时

间间隔因此在实证回归中我们用向后滞

后两期的专利数量来代表当期的研发水平104877810486491048659

(He and Tian2013Tan et al2015)衡量指

标包括专利申请数(Patent_AP)和专利授权

数(Patent_GR)在融资方面我们从公司的

资产负债率(Leverage)及债务的期限结构

(Debt)两方面考察了家族成员董事长企业与

非家族成员董事长企业在资本结构方面的差

异其中负债率与债务期限结构分别为总负

债长期负债与总资产的比值(Fan et al2011)为衡量上市公司的现金持有水平

(Cash)我们计算了上市公司拥有的现金及

其等价物与净资产的比值其中现金及其等

价物为货币资金交易性金融资产及短期投

资净额之和净资产为扣除货币资金等现金

及其等价物后的总资产对于上市公司的股

利政策我们采用两个指标进行衡量包括

是否支付现金股利的虚拟变量(Divdum)若

支付现金股利取值为 1否则为 0股利支付

率(Divearn)即每股现金股利除以每股净

利润

董事长的家族属性是本文的关键变量

我们用虚拟变量NF_Chair表示若上市公司

的董事长不由实际控制人本人或其家族成员

担任NF_Chair取值为 1否则为 0在各财务决策

模型中我们也控制了可能影响上市公司决策的因

素如公司规模(即总资产的自然对数)公司年龄

(为公司成立年限的自然对数)第一大股东持股比

例机构投资者持股比例等变量鉴于宏观因素和

行业特征等可能对公司的决策产生影响我们在模

型中也加入了年度行业的虚拟变量另外我们

对所有的连续变量在 1和 99分位数上进行Winsorize处理以消除极端值对实证结果的影响各主

要变量的定义参见表 2(三)描述性统计

表 3的 Panel A报告了基于总样本的描述性统

计结果在本文样本中由实际控制人家族成员担

任董事长的情况颇为常见(大部分为最终控制人亲

自担任董事长)只有 261的家族企业的董事长由

非家族成员担任然而对于这些平均仅成立 12年

的样本企业而言该比例显著高于基于国外一般家

表 2 主要变量的定义变量

NF_Chair

Invt

Patent_APPatent_GRLeverageDebt

Cash

DivdumDivearnROAROEROSST

ORECRPTNRPTExecompDircompDsecomp

CEO_changeChair_changeFee_other

Fee_manageSize

BM

FageTOP1TOP25

InstitutionBsize

IndependenceIndustryYear

含义及计算方法

非家族成员董事长虚拟变量若董事长不由实际控制人或其家族成员担任时取值为 1否则为 0资本支出额为购建固定资产无形资产和其他长期资产支付的现金除以期初总资产

专利申请数为发明实用新型外观设计申请数之和(加 1)的自然对数专利授权数为发明实用新型外观设计授权数之和(加 1)的自然对数资产负债率为总负债除以总资产负债期限结构为长期负债除以总资产

现金持有比例计算公式为(货币资金+交易性金融资产+短期投资净额)(总资产-货币资金-交易性金融资产-短期投资净额)

股利支付虚拟变量若公司发放现金股利为 1否则为 0股利支付率为每股现金股利除以每股净利润资产收益率为净利润除以总资产权益收益率为净利润除以权益销售利润率为净利润除以营业收入是否被 ST的虚拟变量若公司被ldquoSTrdquo或ldquoPTrdquo为 1否则为 0资金占用为其他应收款净额除以总资产关联交易额为上市公司关联交易额总资产关联交易次数为上市公司关联交易次数的自然对数高管薪酬为薪酬最高的前 3名高管平均薪酬的自然对数董事薪酬为薪酬最高的前 3名董事平均薪酬的自然对数管理层薪酬为薪酬最高的前 3名管理层平均薪酬的自然对数CEO变更虚拟变量若CEO发生变更为 1否则为 0董事长变更虚拟变量若董事长发生变更为 1否则为 0在职消费为支付其他与经营活动有关的现金除以总资产管理费用率为管理费用除以总资产公司规模为总资产的自然对数总资产账市比为考虑非流通因素的总资产账面价值除以总资产的市场价值其中总资产的市场价值=每股权益times非流通股股数+期末收盘价times流通股股数+负债账面价值)公司年龄为公司成立年限的自然对数第一大股东持股比例第二至第五大股东持股比例之和机构投资者持股比例董事会规模为董事会人数独立董事比例为独立董事人数除以董事会人数行业根据证监会行业代码分类共 21个行业哑变量年度样本区间为 1999~2014年共 14个年度哑变量

控股家族的ldquo垂帘听政rdquo与公司财务决策

中国上市公司研究

-- 132

《管理世界》(月刊)2017年第 3期

族企业发展演变过程中预期的职业经理人参与

率在投资方面样本企业 InvtPatent_APPat

ent_GR的均值分别为 00761204和 1808而在资

本结构方面Leverage和 Debt的均值分别为 437

45说明家族企业的平均负债水平较高其中短

期负债是企业负债的主要组成部分在现金持有

和股利政策上家族企业的平均现金持有水平为

425平均股利支付率为 235其中发放现金股

利的企业占总样本的 631从绩效情况看家族

企业在样本区间内平均的 ROAROEROS 分别为

37675样本企业的绩效表现与其他研究

使用的样本企业相近(Liu et al2015Xu et al2015)从公司股权结构情况看第一大股东持股

(3313)远高于第二至第五大股东的持股比例之

和(2043)作为国外公司股权结构与公司治理的

重要参与者机构投资者在中国家族企业中平均持

股仅为 445

为说明控股家族ldquo垂帘听政rdquo的影响我们进一

步比较了家族董事长企业与非家族董事长企业在

财务决策上的异同如 Panel B所示家族成员董

事长企业 InvtPatent_APPatent_GR的均值分别为

008414392136而非家族成员董事长公司的 In

vtPatent_APPatent_GR 的 均 值 分 别 为 005406120982这就说明由非家族成员担任董事长的

家族企业在资本支出研发方面均显著低于由实际

控制人或其家族成员担任董事长的企业在资本

结构方面非家族成员董事长企业的资产负债率和

长期负债率均显著高于家族成员董事长企业具

体地非家族成员董事长企业 LeverageDebt的均值

(中位数)分别为 0577(0506)0057(0009)而家

族成员董事长企业 Leverage和Debt的均值(中位数)

仅为 0388(0363)0040(0002)从现金持有和股

利方面看相比于由控制家族成员担任董事长的企

业非家族成员董事长企业平均而言更不倾向发放

现金股利股利支付更少其现金持有水平在均值

和中位数上也显著少于家族成员董事长企业104877810486491048660相

似地无论是 ROAROE还是 ROS非家族成员董事

长企业的业绩表现均显著差于由实际控制人家族

成员担任董事长的企业

另外我们也检验了变量之间的相关系数104877810486491048661

结果显示董事长是否为家族成员与各财务决策变

量的相关系数均在 1水平显著且未有任何控制

变量之间的相关系数的绝对值超过 07说明本文

的实证模型并不存在严重的多重共线性问题

四实证检验结果

在本部分我们实证检验了上市公司董事长的

家族身份对公司财务决策的影响包括资本性投资

与创新资本结构现金持有及股利政策等为控

制董事长任命与公司财务决策之间可能存在的内

生性问题我们采用倾向得分匹配法(PSM)及工具

变量法重新检验了董事长性质与各项财务决策的

关系

(一)投资决策

为检验家族与非家族董事长所在公司投资决

策的差异借鉴Guumlner等(2008)Xu等(2013)以及

Custoacutedio和Metzger(2014)我们采用以下实证模型

Invtt =α0 +α1 NF_Chairt +α2 Sizet-1 +α3 BMt-1

+α4 CFt+α5 Leveraget+α6 Faget +α7 TOP1t

+α8 TOP25t +α9 Institutiont +sumIndustry

+sumYear+ε (1)

表 3 主要变量的描述性统计Panel A总样本

VariableNF_Chair

InvtPatent_APPatent_GRLeverageDebtCash

DivdumDivearnROAROEROSSizeBMFageTOP1TOP25

InstitutionBsize

IndependencePanel B分组比较

VariableInvt

Patent_APPatent_GRLeverageDebtCash

DivdumDivearnROAROEROS

N95288646677367739528952895289528952895289528950695289528952895289528952894749471

非家族董事长N

24121924192424882488248824882488248824882473

Mean0054061209820577005702810396014200110048-0047

Mean02610076120418080437004504250631023500370067005021180060723623313020430445185360365

Median00280000000005060009015000000000002600580050

SD0439008214631892034300750598048302870079018503801011022505311434011600573215870058

家族董事长N

62344849484970407040704070407040704070407033

P250

0018000000000225000001070

00000016003200292053004422079225201129001227

0333

Mean00841439213603880040047607140268004600740083

Median00601099239803630002024910000209004700760087

Median0

0050000013860404000302151

01610042007200782109006272485299701933021529

0333Difference

Mean-0030-0827-115401890017-0195-0317-0126-0035-0026-0130

P751

0104239834340575006004711

03560070011601482178007852773423002851067789

0400

Median-0032-1099-239801430007-0099-1000-0209-0021-0018-0037

注分样本平均值差异检验为独立样本 t 检验中位数差异检验使用Wilcoxon检验分别表示在 1510水平上显著

-- 133

其中Invt为公司的资本支出NF_Chair为表征

董事长家族身份的虚拟变量若董事长为非家族成

员NF_Chair取值为 1否则为 0同时我们还控

制了以下因素的可能影响期初的公司规模(Sizet-

1)即期初的总资产的自然对数投资机会(BMt-1)

即期初的总资产账面价值与市场价值之比现金流

量(CFt)即 t期的经营活动产生的现金流量净额除

以期初的总资产其他控制变量包括总资产负债

率(Leverage)公司年龄(Fage)第一大股东持股比

例(TOP1)第二至第五大股东持股比例(TOP25)

机构投资者持股比例(Institution)行业(Industry)和

年度(Year)哑变量为保证研究结论的稳健性所

有检验的标准误差均经过异方差和企业层面的聚

类调整

由于创新活动具有时滞我们采用向后滞后两

期的专利数量衡量公司的创新能力(He and Tian2013Tan et al2015)检验董事长的家族性质对

创新活动影响的模型如下

Patentt+2 =α0 +α1 NF_Chairt +α2 Sizet +α3Leveraget

+α4 BMt +α5 ROAt +α6 Faget +α7 TOP1t +α8 TOP25t

+α9 Institutiont +α10 RampDt +α11PPEt +α12 Invtt

+sumIndustry+sumYear+ε (2)其中Patentt+2分别为专利申请数(Patent_APt+2)

专 利 授 权 数(Patent_GRt + 2) 借 鉴 Fahlenbrach(2009)Custoacutedio 和 Metzger(2014)我们控制了

ROA即资产收益率为净利润除以总资产RampD

即研发投入除以销售收入PPE即固定资产比例

为固定资产净额除以总资产其他控制变量定义

如表 2所示具体实证回归结果见表 4表 4列(1)报告了资本支出的检验结果其中

NF_Chair的系数为负且在 1水平上显著说明相

比于家族董事长企业由非家族成员担任董事长的

企业的资本支出水平显著更低表 4列(2)和(3)分别列示了董事长性质与上市公司专利申请数和

专利授权数的关系从中可以看出非家族董事长

企业与家族董事长企业在研发创新活动上存在明

显差异在所有回归中NF_Chair的系数均显著为

负即无论是在专利申请还是专利授权上非家族

董事长公司的专利产出均比家族董事长企业少创

新水平较低另外当我们以上市公司是否拥有专

利申请(Dum_APt+2)是否拥有专利授权(Dum_GRt+2)

作为公司创新活动强度的替代衡量指标时两类公

司创新水平的差异在以是否拥有专利的虚拟变量

作为被解释变量的模型中仍然存在结果如列(4)和(5)所示实证结果表明家族企业董事长的家

族身份显著影响公司的投资决策从而证明了本文

的假设 1(二)债务融资

为考察家族与非家族董事长企业在债务融资

决策方面的差异我们参考肖作平和廖理(2007)

韩亮亮和李凯(2008)姜付秀和黄继承(2013)以

及 Custoacutedio和Metzger(2014)的模型采用的实证模

型如下

Capitalt=β0 +β1NF_Chairt +β2Sizet +β3BMt

+β4ROAt +β5Faget +β6TOP1t +β7TOP25t

+β8 Institutiont +β9FCFt +β10PPEt +β11Depret

+sumIndustry+sumYear+ε (3)其中Capital 分别为资产负债率(Leverage)和

债务的期限结构(Debt)在控制变量中FCF为每

股自由现金流量即经营现金流量净额减去资本支

出的差除以总股数Depre为固定资产折旧除以总

表 4 投资决策

NF_Chair

Size

Leverage

BM

Fage

TOP1

TOP25

Institution

CF

ROA

RampD

PPE

Invt

Intercept

IndustryYearN

Adj R2

(1)Invt

-0016(-565)0002(122)

-0010(-359)

-0025(-367)

-0024(-728)

0000(469)

0001(475)

0001(696)

0096(773)

0070(212)控制控制84380174

(2)Patent_AP-0273(-415)

0232(546)-0121(-163)-0217(-115)

-0361(-564)0004(168)0005(166)

0021(425)

0970(435)-1007(-040)0224(114)0427(124)

-4647(-534)控制控制67350344

(3)Patent_GR-0333(-375)

0214(401)

-0269(-283)0245(101)

-0484(-603)0000(008)0001(039)

0028(414)

0581(201)-2691(-080)0402(161)

0875(205)

-4339(-395)控制控制67350442

(4)Dum_AP-0339(-405)

0166(322)

-0520(-246)0472(220)

-0488(-609)0003(097)0002(061)

0021(375)

2055(431)-1631(-061)0435(157)

0891(210)

-9045(-881)控制控制66930350

(5)Dum_GR-0238(-244)0116(199)

-0679(-336)

0758(308)

-0630(-568)0000(001)-0002(-061)

0026(373)

0503(126)-4252(-144)0586(202)

1363(278)

-8466(-754)控制控制66930406

注由于创新活动存在时间滞后性列(2)至列(5)的控制变量为 t期因变量则为 t+2 期分别表示在 1510水平上显著括号中的数值为 t值所有检验的标准误差均经过异方差和企业层面的聚类调整

控股家族的ldquo垂帘听政rdquo与公司财务决策

中国上市公司研究

-- 134

《管理世界》(月刊)2017年第 3期

资产其他控制变量定义如表 2 所示若

NF_Chair系数为正表明相比由实际控制人

家族成员担任董事长企业非家族董事长企业

更倾向于采用高负债特别是长期负债实证

检验结果如表 5所示

在表 5中我们提供了董事长性质与上市

公司资本结构关系的实证回归结果其中列

(1)和列(2)回归模型的被解释变量分别为资

产负债率和长期负债率我们发现NF_Chair

的系数在所有回归中均显著为正说明相比

于董事长由实际控制人家族成员担任的企业

非家族董事长企业的负债水平更高债务期限

结构更长也就是说当实际控制人家族不直

接与公司发生联系时控股股东倾向于进行更

多的债务融资尤其是长期债务融资该结果

支持了控股股东可能利用债务融资剥削外部

投资者的观点即在投资者保护较弱的情况

下负债的公司治理作用弱化债务融资成为

服务控股股东掏空行为的工具在非家族董

事长企业中家族与公司声誉的分离使得控股

股东与其他投资者的利益冲突加剧为满足其

私利行为控股股东利用非家族董事长的优势

通过债务融资增加其可控制的资源同时由

于上市公司负有长期债务的还款付息压力比

短期债务小财务困境和破产风险较低长期

负债更能为控股股东转移公司资源提供便利

非家族董事长企业也更偏好长期的债务融

资由此本文的假设 2a和 2b得以验证

(三)现金持有与股利支付

为考察董事长的家族身份对上市公司现金

持有政策的影响我们参考Opler等(1999)王

福胜和宋海旭(2012)以及姜彭等(2015)采

用以下模型检验家族与非家族董事长企业现

金持有水平的差异情况

Casht=γ0+γ1 NF_Chairt +γ2Sizet +γ3BMt

+γ4Divdumt +γ5ROEt +γ6Faget +γ7TOP1t

+γ8TOP25t +γ9Institutiont +γ10CFt +γ11Invtt

+γ12Leveraget +γ13Debtt +γ14Wcapitalt

+γ15Wcapitalt +sumIndustry+sumYear+ε (4)其中Cash为公司的现金持有水平CFIn

vt分别为经净资产调整的经营现金流量净额和

资本支出Wcapital为营运资本与现金及其等价物之差

除以净资产Wcapital为Wcapital的变化量其他控制

变量定义如表 2所示

另外借鉴雷光勇等(2015)和魏志华等(2012)104877810486491048662我

们检验了家族与非家族董事长企业在股利政策方面的

不同本文采用的股利支付模型如下

Dividendt=γ0+γ1NF_Chairt +γ2Sizet +γ3 Leveraget

+γ4BMt +γ5ROEt +γ6CFt +γ7Casht +γ8Invtt +γ9 Faget

+γ10PPEt +γ11TOP1t +γ12TOP25t +γ13Institutiont

+γ14SEOt+sumIndustry+sumYear+ε (5)其中Dividend分别为是否支付现金股利(Divdum)

股利支付率(Divearn)在控制变量中CFCashInvt分

别为经总资产调整的经营现金流量净额现金持有水平

和资本支出SEO为公司是否满足法定再融资条件的虚

拟变量若权益收益率介于[67]之间则 SEO取值为

1否则为 0其他控

制变量定义如表 2 所

示具体实证回归结

果见表 6表 6 报告了董事

长的家族身份对公司

表 5 资本结构

注分别表示在1510水平上显著括号中的数值为 t 值所有检验的标准误差均经过异方差和企业层面的聚类调整

NF_Chair

Size

BM

Fage

TOP1

TOP25

Institution

ROA

PPE

Depre

FCF

Intercept

IndustryYearN

Adj R2

(1)Leverage0043(279)

0061(682)

-0324(-867)

0091(756)-0000(-024)-0001(-156)

-0002(-201)

-1675(-1314)-0021(-023)2474(252)

-0025(-579)

-0768(-382)控制控制94840346

(2)Debt

0009(272)

0026(1568)-0003(-035)

0014(605)-0000(-033)-0000(-196)0000(111)

-0068(-512)

0111(708)

-0458(-350)

-0013(-978)

-0552(-1403)控制控制94830300

表 6 现金持有与股利支付

NF_Chair

Size

Leverage

BM

ROE

Fage

TOP1

TOP25

Institution

CF

Invt

Cash

PPE

SEO

Wcapital

Wcapital

Debt

Divdum

Intercept

IndustryYearN

Adj R2

(1)Cash0029(186)

-0072(-717)

-0237(-782)

0130(310)

-0035(-165)-0031(-167)

0002(348)

0003(419)-0001(-115)

1254(1194)

0523(577)

0237(409)0120(182)

-0211(-288)

0049(409)

1225(562)控制控制86430346

(2)Divdum

-0373(-631)

0417(1110)

-2228(-1441)0711(447)

2634(1237)

-0294(-497)0005(241)

0007(274)

0026(587)

1588(640)

1543(441)

0952(507)

-0419(-203)0149(220)

-9891(-1032)控制控制95070345

(3)Divearn

-0038(-378)0008(148)

-0075(-628)

0118(439)

0066(728)

-0032(-345)

0001(402)

0002(369)0000(005)

0202(516)0021(035)

0316(1075)

0099(304)0000(002)

-0313(-258)控制控制95070173

注分别表示在 1510水平上显著括号中的数值为 t值所有检验的标准误差均经过异方差和企业层面的聚类调整

-- 135

现金持有和股利政策影响的实证结果由表 6列

(1)可知NF_Chair的系数显著为正说明由非家族

成员担任董事长的企业的现金持有水平高于实际

控制人家族担任董事长的企业列(2)~(4)则报告

了董事长性质与上市公司股利支付的关系被解释

变量分别为是否支付股利股利支付率在这两

个模型中NF_Chair的系数均为负且至少在 1水

平上显著说明非家族董事长企业的支付股利意

愿股利支付率均明显比家族董事长企业低表 6的实证结果与非家族董事长企业控股股东代理问

题较严重的解释一致即当实际控制人或其家族成

员不担任董事长时控股股东侵占其他股东利益的

动机增强为方便其关联交易资金侵占等掏空行

为上市公司将持有更多的现金发放更少的股

利因此本文的假设 3和假设 4得以验证

以上分析表明家族企业董事长的家族性质显

著影响上市公司的财务决策具体地与家族董事

长企业相比非家族董事长企业的资本支出创新活

动较少债务融资较多债务期限结构较长现金持

有水平较高股利支付意愿水平均较低我们的实

证结果一致支持了家族声誉的解释即在由非家族

成员担任董事长的情况下家族与公司声誉的分离

导致控股家族具有较强的掠夺外部投资者的动机

从而促使其采取有利于其私有收益的财务决策

(四)内生性检验

在考察管理层的性质对上市公司的影响时已

有研究表明家族企业中管理层的任命与公司的表

现存在内生性问题(Bennedsen et al2007Cucculelli and Micucci2008Fahlenbrach2009)具体而

言当实际控制人家族预示到未来可能发生的业绩

下滑或经营不善时为保护家族声誉家族企业将

任命控制家族以外的职业经理人担任上市公司要

职如CEO等同样地家族企业董事长的任命与公

司财务决策之间也可能存在着内生性影响当公

司的财务决策可能导致更高的财务困境或经营困

难时实际控制家族参与企业管理的动机削弱在

处于不同生命周期阶段的家族企业中控股股东对

职业经理人的需求也存在差异为消除董事长性

质与公司财务决策之间的内生性问题我们采用倾

向得分匹配(Propensity Score MatchingPSM)法和

工具变量法对两者关系进行检验

1倾向得分匹配法

倾向得分匹配方法是解决潜在的内生性问题

的常用方法之一(Imbens and Wooldridge2009)

我们首先对董事长的家族性质与可能影响管理层

任命的因素进行 Probit回归计算样本企业的倾向

得分其次根据不同配对原则我们构建了与非家

族董事长企业具有相近特征的家族董事长企业控

制组样本通过比较这两组样本在公司行为上的

差异我们就可以清楚地看出董事长家族属性对财

务决策的影响为较好地控制样本企业在除董事

长家族身份外其他公司特征的差异我们以各财务

决策模型中的控制变量作为配对变量当然我们

也考虑年度和行业的影响在主检验中我们采用

1∶2的最近邻匹配方法构建实验组和控制组样本

同时为保证检验结果的稳健性我们还采用了 1∶1或 1∶3最近邻匹配核匹配半径匹配及重复抽样

等多种配对方法(Bae et al2011Jameson et al2014)

表 7报告了倾向得分匹配方法的检验结果由

表 7 倾向得分匹配(PSM)结果

注分别表示在 1510水平上显著括号中的数值为 t值在重复抽样检验中括号中的数值为 z值

Panel A最近邻匹配(12)Variable

Invt

Patent_AP

Patent_GR

Leverage

Debt

Cash

Divdum

Divearn

Panel B其他配对方法Variable

Invt

Patent_AP

Patent_GR

Leverage

Debt

Cash

Divdum

Divearn

SampleUnmatchedMatched

UnmatchedMatched

UnmatchedMatched

UnmatchedMatched

UnmatchedMatched

UnmatchedMatched

UnmatchedMatched

UnmatchedMatched11匹配-0016(-1038)

-0316(-1088)

-0410(-1071)0077(812)

0006(327)0012(132)

-0120(-1192)

-0048(-910)

NF_Chair=10054005406190619099409940570057000570057025902590399039901430143

13匹配-0015(-611)

-0206(-432)

-0232(-370)

0054(468)

0008(322)0023(176)

-0082(-547)

-0033(-393)

NF_Chair=00081006814420802214112120387051700400051038102360714047802680173核匹配

-0015(-728)

-0219(-512)

-0245(-442)

0055(520)

0008(354)0025(194)

-0091(-708)

-0035(-480)

Difference-0027-0014-0823-0183-1147-02180183005300170007-01220023

-0316-0079-0125-003半径匹配-0018(-643)

-0257(-411)

-0332(-406)

0052(483)

0009(308)0020(126)

-0107(-629)

-0042(-427)

T-stat-1442-565-2146-370-2325-3322402441966254

-1064178

-2923-506-1894-336

重复抽样-0014(-485)

-0183(-508)

-0218(-365)053(342)

0007(227)

0023(244)

-0079(-579)

-0030(-369)

控股家族的ldquo垂帘听政rdquo与公司财务决策

中国上市公司研究

-- 136

《管理世界》(月刊)2017年第 3期

Panel A可知非家族成员董事长与家族成员董事

长企业的投资融资股利政策不仅在配对前明显

不同在控制公司除董事长家族属性外的其他特征

差异后该差异仍然显著存在且与前文实证回归

结果一致具体而言与由实际控制人家族担任董

事长的企业相比非家族成员担任董事长的企业的

资本支出较少以专利申请专利授权量衡量的创

新产出水平较低负债比例较高债务期限结构较

长现金持有较多股利支付的意愿股利支付率均

较低Panel B列示了采用其他配对方法的财务决

策差异检验结果结论与 Panel A 一致在此不再

赘述

2工具变量法

为解决董事长任命与财务决策之间的内生性

问题我们还使用工具变量法检验两者的关系

由于本文的内生变量 NF_Chair 为二元变量我们

采用扩展的 Heckman 两阶段模型即处理效应模型

(Treatment Effect Model)进 行 检 验(Heckman1979)依据本文的研究问题有效的工具变量需

满足两个条件(1)工具变量与上市公司家族董事

长的任命相关即相关性(2)工具变

量与公司财务决策无关只能通过上

市公司董事长的家族性质影响公司

的财务决策即外生性本文采用各

省的无偿献血率及婚姻状况作为上

市公司董事长是否为家族成员的工

具变量104877810486491048663

控股家族是否担任上市公司董事

长受家族拥有的社会资本和家族关系

的影响当控股家族的社会资本越

高如拥有政治关联行业商会身份

等家族为上市公司带来的资源越多

收益越高相比非家族董事长由家族

成员延续公司经营管理更有利于保

存发挥家族社会资本的作用(Xu etal2015)即控股家族拥有的社会

资本越多任用家族董事长的可能性

越高由于无偿献血率反映了地区的

社会资本水平(Guiso et al2004)对

上市公司董事长的选择产生作用而

无偿献血率又不受公司财务决策的影

响(潘越等2009)因此无偿献血率(VBD)是董事

长家族性质的有效工具变量各省的无偿献血数

据来源自卫生部官方网站104877810486491048664家族观念的强弱也会

影响控股家族成员担任上市公司董事长的意愿

当控股家族关系越紧密时家族凝聚力越强由家

族成员担任家族企业董事长的可能性越高地区

水平的婚姻状况反映了人们对家族关系的态度

(Chahine and Goergen2013)从而影响了家族企业

董事长的选择同时地区水平的婚姻状况与上市

公司财务决策也不存在相关关系因此我们选用

地区婚姻状况(Marriage)作为董事长家族性质的工

具变量具体地我们以地区每万人登记结婚件数

与离婚办理件数的自然对数之差衡量地区的家庭

关系强度该数值越大表明地区家庭关系越紧

密地区婚姻状况数据来源于各年《中国民政统计

年鉴》我们预期当地区无偿献血率越高家族关

系越紧密控股家族担任董事长的可能性越高非

家族董事长概率越低即 VBD 和 Marriage 均与

NF_Chair负相关

表 8列示了工具变量法的回归结果在第一阶

表 8 Heckman两阶段回归结果

注分别表示在 1510水平上显著括号中的数值为 t值所有检验的标准误差均经过异方差和企业层面的聚类调整

NF_Chair

Lambda

Size

BM

Leverage

ROA

ROE

Fage

TOP1

TOP25

Institution

Intercept

工具变量

VBD

Marriage

ControlsIndustryYearN

Adj R2

(1)Invt

-0061(-277)0027(208)0001(074)

-0034(-430)-0004(-117)

-0018(-417)

0000(281)

0000(207)

0001(707)

0143(385)

-0275(-213)

-0319(-711)控制控制控制84380175

(2)Patent_AP-1405(-354)

0675(291)

0222(526)

-0464(-222)-0027(-032)0501(188)

-0254(-346)0001(041)-0001(-019)

0023(454)

-4034(-457)

-0301(-236)

-0333(-756)控制控制控制67350347

(3)Patent_GR-1983(-383)

0984(327)

0200(376)-0114(-043)-0132(-124)-0102(-029)

-0327(-356)-0004(-116)-0006(-139)

0031(446)

-3446(-306)

-0301(-236)

-0333(-756)控制控制控制67350445

(4)Leverage0067(076)-0014(-028)

0061(690)

-0319(-765)

-1660(-1193)

0089(563)-0000(-010)-0001(-128)

-0002(-205)

-0780(-397)

-0315(-248)

-0316(-719)控制控制控制94840346

(5)Debt

-0018(-085)0016(133)

0026(1565)-0009(-094)

-0084(-429)

0017(530)-0000(-087)

-0000(-243)0000(121)

-0539(-1347)-0315(-248)

-0316(-719)控制控制控制94830300

(6)Cash

0624(488)

-0353(-463)

-0062(-612)

0222(480)

-0285(-909)

-0020(-093)

-0083(-397)

0003(501)

0005(585)

-0003(-244)

0728(296)-0206(-159)

-0329(-727)控制控制控制86430352

(7)Divdum

-1399(-316)0607(236)

0406(1069)

0513(297)

-2152(-1351)

2597(1203)

-0190(-255)0002(088)0002(057)

0028(623)

-9321(-957)

-0301(-236)

-0326(-743)控制控制控制95070346

(8)Divearn-0151(-225)0066(170)0007(118)

0095(329)

-0062(-436)

0057(547)

-0021(-189)

0001(286)

0001(204)0000(024)

-0242(-187)

-0301(-236)

-0326(-743)控制控制控制95070174

-- 137

段 回 归 中 我 们 以 董 事 长 是 否 为 非 家 族 成 员

(NF_Chair)作为因变量对工具变量及主检验模型中

的控制变量进行 Probit回归受篇幅限制我们仅报

告了工具变量的回归结果由表 8可知VBD与Mar

riage的系数均为显著为负与预期相符说明无偿献

血率和地区婚姻状况是董事长家族性质的有效工具

变量在第二阶段中我们将第一阶段 Probit回归得

到的逆米尔斯比率(Lambda)加入到主检验模型中并

考察董事长性质对公司财务决策的影响我们发现

Lambda的系数在除资本结构外的所有模型中均十分

显著这就表明我们在分析董事长性质与财务决策的

关系时考虑内生性问题的必要性同时除负债率和

期限结构模型中NF_Chair系数的显著性有所下降外

NF_Chair的系数均至少在 5水平显著系数符号也

与主检验的回归结果一致表明控股家族是否担任董

事长显著影响了上市公司的财务决策选择

综合倾向得分匹配法与工具变量法的实证结果

表明在控制了潜在的内生性问题后董事长性质与

公司财务决策的关系不变也即我们的结论具有稳健

性非家族董事长企业与家族董事长企业之间的财务

决策存在显著差异具体而言相比家族董事长企

业非家族董事长企业的投资创新较少负债率较

高债务期限结构较长现金持有较多股利支付意

愿支付率均较低

五进一步研究控股家族ldquo垂帘听

政rdquo对公司治理及公司绩效的影响

本文以上研究发现可以被解释为控股家族的财

务保守行为(除负债率高这一结果之外)而不是我们

分析的因为家族声誉与上市公司声誉的分离使得控

股家族有更强的掏空动机所致在此部分为验证控

股家族ldquo垂帘听政rdquo对家族企业财务行为的影响主要

服务于控股家族的私有利益我们检验了控股家族

ldquo垂帘听政rdquo对公司代理问题产生的影响首先我们

考察了当实际控制人家族成员不担任董事长时控股

股东是否有更多的剥夺中小股东利益的行为其次

我们检验了控股股东较强的掏空动机是否会影响上

市公司的第一类代理问题并以此说明控股股东是否

会与管理层合谋来实现其ldquo隧道rdquo行为此外我们还

检验了董事长的家族身份对公司绩效的影响为控股

家族ldquo垂帘听政rdquo对公司所产生的不良经济后果提供

进一步的证据支持

(一)非家族成员董事长与控股股东私利

行为

为验证非家族董事长公司是否比家族董事

长公司存在更严重的控股股东代理问题借鉴已

有研究我们从两方面衡量控股股东的私利行

为资金占用程度(OREC)即其他应收款净额除

以总资产(Jiang et al2010Liu et al2015Xuet al2015)关联交易情况包括上市公司总关

联交易额占总资产的比例(RPT)关联交易次数

的自然对数 104877810486491048665(NRPT)(Cheung et al2006Jianand Wong2010Peng et al2011Liu et al2015)在检验控股股东掏空行为的模型中除

关键变量 NF_Chair外我们控制了公司规模资

产负债率资产收益率总资产的账市比公司年

龄第一大股东持股比例等公司特征变量及行

业年度固定效应回归结果如表 9所示

列(1)~(3)的结果表明NF_Chair的系数均

显著为正即相对于由实际控制人家族担任董事

长的企业非家族成员担任董事长的公司中控股

表 9 控股股东的私利行为

注分别表示在 1510水平上显著括号中的数值为 t值所有检验的标准误差均经过异方差和企业层面的聚类调整

NF_Chair

Size

Leverage

ROA

BM

Fage

TOP1

TOP25

PPE

Bsize

Independence

Institution

Intercept

IndustryYearN

Adj R2

(1)OREC

0008(290)

-0006(-347)

0052(574)

-0191(-800)

-0031(-449)

0008(463)0000(009)

0000(217)

-0069(-662)-0001(-136)-0024(-119)

-0000(-268)

0281(671)控制控制94720370

(2)RPT

0043(260)0007(069)

0387(725)-0039(-030)

-0123(-287)0039(228)

0002(333)-0001(-089)0016(029)0002(059)-0013(-011)-0002(-191)-0256(-125)控制控制94720139

(3)NRPT0073(168)

0513(2150)

0639(941)-0174(-085)-0111(-101)0063(152)0003(169)

-0008(-476)

0537(390)0019(152)-0379(-111)0001(043)

-9705(-1831)控制控制94720329

(4)RPT_limit0042(256)0007(073)

0388(736)-0028(-022)

-0117(-276)0038(225)

0002(322)-0001(-096)0017(032)0003(063)-0013(-011)-0002(-188)-0293(-143)控制控制94720140

(5)NRPT_limit

0086(191)

0531(2153)

0702(982)-0219(-103)-0082(-071)0080(187)0002(138)

-0009(-508)

0568(404)0016(125)-0421(-120)0001(048)

-10218(-1824)控制控制94720333

控股家族的ldquo垂帘听政rdquo与公司财务决策

中国上市公司研究

-- 138

《管理世界》(月刊)2017年第 3期

股东与中小股东的利益冲突更加严重控股股东侵

占上市公司资金通过关联交易转移公司资源的私

利行为更多当实际控制人或其家族成员不担任

董事长时家族与上市公司的关系较为松散家族

声誉与上市公司声誉的分离导致控股股东的掏空

动机增加一方面为满足其掏空需求控股股东

倾向于将更多的资源保留在公司内部如减少长期

投资提高负债比率延长债务期限持有更多的现

金减少发放股利等另一方面控股股东的机会主

义行为也减少了可用于投资创新活动的资金从

而导致非家族董事长企业的资本支出和专利数量

均较少另外由于部分关联交易可能是公司经营

所需或是服务于公司发展目标而进行的正常交易

活动借鉴姜付秀等(2015)我们在剔除部分可能

存在噪音的关联交易类别后重新检验了董事长性

质 与 关 联 交 易 额(RPT_limit)关 联 交 易 次 数

(NRPT_limit)的关系104877810486491048666列(4)和列(5)报告了该部

分的回归结果与以总关联交易作为被解释变量

的回归模型检验结果一致NF_Chair的系数均显著

为正即相比家族董事长企业非家族董事长企业

与其关联公司有更多的非正常交易潜在的控股股

东私利行为更加严重

(二)非家族成员董事长与管理层代理问题

尽管股东与经理人之间的利益冲突在股权高

度集中的家族企业中较不突出然而在控股股东

不同的掏空动机下家族与非家族董事长企业中的

第一类代理问题可能存在差别当上市公司董事

长由非家族成员担任时控股家族具有较强的攫取

控制权私利的动机而大股东的掏空行为将影响公

司的业绩在以业绩为参照的薪酬体制下大股东

的私利行为将受到管理层的抵制(Wang and Xiao2011)同时因大股东的掏空行为引致的公司负

面报道或业绩不善将损害管理层的声誉(Dyck etal2008)基于自身社会声誉及职业生涯的考虑

管理层将倾向于不配合控股股东的掏空决策因

此为更易实施其机会主义行为疏通其转移资源

的ldquo隧道rdquo控股股东可能会采取联合管理层的方式

侵占中小股东的利益(Burkart et al2003)如降低

薪酬业绩敏感性和离职业绩敏感性增加在职消费

等(苏冬蔚熊家财2013)也即相比于家族董事

长企业非家族董事长公司的控股股东可能会增加

对管理层的激励包括削弱管理层薪酬与业绩的关

联度提高管理层的职位稳定性允许更高的在职

消费等弥补管理层可能的声誉损失

同时由于实际控制人通过任命管理层能够轻

易地获取私利(唐跃军左晶晶2014)中国家族企

业的董事长常与控股股东存在关联(La Porta et al1999Mullins and Schoar2016)董事长的这一特征

为控股家族实现与管理层的合谋提供了可能另

外当上市公司具有较严重的第二类代理问题时

公司的绩效不能很好地反映管理层的努力程度和

能力水平由于缺乏明确的评价管理层表现的标

准管理层的薪酬任职与业绩的关系也较弱(Caoet al2011Wang and Xiao2011)对此我们检验

了董事长性质与管理层薪酬-业绩敏感性离职-业绩敏感性之间的关系即家族与上市公司声誉的分

离在提高控股股东私利行为的同时是否也会恶化

家族企业内的第一类代理问题

表 10列(1)~(3)分别报告了高管董事管理

层薪酬mdash业绩敏感性的回归结果在实证模型中

我们分别采用薪酬最高的前 3名高管董事董监高

的平均薪酬的自然对数作为因变量并控制了高

管董事会管理层的持股比例以及如公司规模等

公司特征变量由表 10 可知检验的关键变量

NF_Chair与 ROA的交叉项在所有薪酬模型中均显

著为负表明相比于家族董事长企业由非家族成

员担任董事长的家族企业中管理层的薪酬mdash业绩

敏感性较低其次我们考察了两类企业中 CEO

董事长的离职mdash业绩敏感性的差异在列(4)和列

(5)显示的 Probit 回归模型中被解释变量分别为

CEO或董事长是否发生变更的哑变量控制变量除

公司规模等特征变量外还包括 CEO或董事长的学

历年龄及任期等可以看出核心变量 NF_Chair

与ROA的交叉项在变更模型中均为正且在 1水平

上显著这就说明在非家族董事长企业中CEO和

董事长因公司业绩表现不佳而发生更替的可能性

较小其离职mdash业绩敏感性比家族董事长企业显著

较低在剔除了董事长与 CEOldquo二职合一rdquo的样本

后回归结果保持不变最后我们也检验了董事

长的家族性质与管理层在职消费之间的关系其中

管理层的在职消费情况用企业支付其他与经营活

动有关的现金与总资产的比例管理费用与总资产

-- 139

的比例进行衡量如列(6)和列(7)所示NF_Chair

的系数显著为正说明与家族董事长企业相比非

家族董事长企业中管理层的在职消费更高以上

结果表明在实际控制人家族不担任上市公司董事

长的家族企业中不仅控股股东具有较多的掏空行

为经理人的代理问题也更加严重即家族声誉与

上市公司声誉的分离恶化了上市公司的治理水平

管理层可能与控股股东合谋而为其机会主义行为

提供便利

(三)非家族成员董事长与公司绩效

与董事长性质相对应的公司的财务决策一方

面可能是实际控制人攫取其个人私利的手段从而

损害了公司的业绩表现另一方面家族与非家族

董事长企业财务决策的差异可能适应了公司发展

需要对公司有利因此考察控股家族是否担任

董事长对上市公司绩效的影响将有助于我们更好

地判别上市公司财务决策背后的动机为检验董

事长的家族身份对业绩的影响我们从 3个方面衡

量公司的会计绩效包括资产收益率(ROA)权益

收益率(ROE)销售利润率(ROS)另外由于中国

企业很少破产我们也将企业是否被证监会ldquoSTrdquo或ldquoPTrdquo视为经营不善的极端情况采用以公司股票是

否被特殊处理的二元变量(ST)作为因变量的Probit

模型比较了家族与非家族董事长企业在绩效表现

上 的 差 异 除 董 事 长 是 否 为 非 家 族 成 员

(NF_Chair)这一关键变量外我们在实证模型中也

控制了可能影响公司绩效的因素如公

司规模负债率等公司特征变量及董事

会规模独立董事占比等公司治理变

量实证结果如表 11所示

表 11 列示了董事长的家族身份与

公司绩效的关系的检验结果由列(1)~(3)可以看出NF_Chair 的系数均显著

为负说明与由实际控制人家族成员担

表 11 公司绩效

注分别表示在 1510水平上显著括号中的数值为 t值所有检验的标准误差均经过异方差和企业层面的聚类调整

NF_Chair

Size

Leverage

BM

PPE

Invt

Fage

TOP1

TOP25

Institution

Bsize

Independence

Intercept

IndustryYearN

Adj R2

(1)ROA

-0011(-438)

0020(1276)

-0102(-1368)

-0081(-1313)

-0043(-464)

0043(284)0003(132)

0001(841)

0001(557)

0001(595)

0002(225)-0007(-034)

-0319(-827)控制控制85960326

(2)ROE

-0018(-281)

0033(1065)

0033(310)

-0182(-1307)

-0076(-306)0051(123)0002(037)

0002(1018)

0002(823)

0002(453)-0001(-027)-0041(-075)

-0555(-782)控制控制85960068

(3)ROS

-0031(-247)

0067(961)

-0470(-1166)

-0099(-386)-0084(-193)0158(213)0014(174)

0001(397)

0001(241)

0002(218)0005(122)0021(020)

-1411(-334)控制控制85770228

(4)ST

0294(362)

-0624(-1027)1597(800)0279(108)

0606(199)

-4419(-384)

0538(453)-0001(-019)-0005(-122)

-0019(-252)0024(096)0758(101)

5425(436)控制控制85810477

表 10 薪酬及离职业绩敏感性在职消费

注Ownership在列(1)~(3)中分别为高管董事管理层的持股比例Education与 Tenure分别表示 CEO或董事长的学历任期Duality表示董事长与 CEO是否二职合一若董事长与 CEO为同一人则取值为 1否则为 0在列(4)和(5)中公司绩效 ROA为上一期的资产收益率在列(6)和(7)中PPE为固定资产与存货净额之和除以总资产分别表示在 1510水平上显著括号中的数值为 t值所有检验的标准误差均经过异方差和企业层面的聚类调整

NF_Chair

NF_ChairtimesROA

ROA

Size

Fage

TOP1

TOP25

Institution

Leverage

BM

PPE

Bsize

Independence

Ownership

Education

Age

Tenure

Duality

InterceptIndustryYearN

Adj R2

(1)Execomp-0023(-067)

-0773(-286)

1415(651)

0362(1902)0010(035)0001(132)

0006(426)

0006(269)

-0092(-184)

-0500(-613)-0126(-122)

0039(437)0396(156)

0185(247)

3186(673)控制控制90470479

(2)Dircomp-0061(-158)

-0828(-274)

1452(617)

0405(1973)-0026(-085)0001(047)

0004(278)0004(160)

-0120(-245)

-0549(-624)-0165(-152)

0060(631)0054(020)

0190(247)

2158(390)控制控制89600457

(3)Dsecomp-0001(-003)

-0767(-268)

1428(642)

0368(1961)0026(092)0002(144)

0006(441)

0006(234)

-0081(-166)

-0486(-605)-0050(-047)

0038(401)0321(128)0027(041)

3124(695)控制控制83900418

(4)CEO_change0142(384)

1637(410)

-2051(-633)

0068(324)0053(144)

-0003(-267)-0003(-183)-0004(-134)0038(075)

-0262(-251)-0056(-047)-0006(-054)0290(083)

-0035(-196)

0010(474)

-0249(-2146)

-0096(-269)

-1738(-228)控制控制82530183

(5)Chair_change0356(805)

1450(320)

-1507(-375)0068(257)

0251(452)

-0005(-346)

-0006(-287)-0004(-104)

0131(266)

-0428(-287)-0167(-106)

-0089(-401)-0002(-086)

-0160(-1465)

-0309(-551)

-5719(-998)控制控制83870231

(6)Fee_other0009(244)

-0011(-538)

0012(400)0000(035)-0000(-126)0000(154)

-0036(-367)0002(183)0055(190)

0245(557)控制控制97340129

(7)Fee_manage0006(432)

-0013(-1344)0004(337)

-0000(-255)-0000(-017)

0000(357)

0005(127)

0001(202)0008(059)

0268(1231)控制控制97330233

控股家族的ldquo垂帘听政rdquo与公司财务决策

中国上市公司研究

-- 140

《管理世界》(月刊)2017年第 3期

任董事长的公司相比非家族董事长企业的 ROA

ROEROS均较低列(4)报告了董事长的家族性

质 与 上 市 公 司 被 证 监 会ldquoSTrdquo的 概 率 的 关 系

NF_Chair的系数为正且在 1水平显著表明非家

族董事长公司比家族董事长公司更可能被ldquoSTrdquo即非家族董事长企业在出现亏损的情况下更不容易

扭亏为盈综合结果显示相比于家族董事长企

业非家族董事长公司的绩效较差即前文阐述的

家族与非家族董事长企业财务决策的差异更可能

是控股家族基于自利目标选择的结果服务于控股

股东侵占中小股东利益的动机为控股家族ldquo垂帘

听政rdquo扭曲了公司财务决策提供了进一步的证据

支持

六稳健性检验

为保证本文结论的可信性我们从以下几个方

面进行了稳健性检验包括

(1)参照冯旭南(2012)闵亦杰等(2016)我们

将最终控制人可追溯到自然人或家族且其控股比

例不少于 10的企业定义为家族企业并重新进行

以上检验结果支持前文结论当我们以 20作为

定义家族企业的临界点时结论保持不变

(2)参 照 王 化 成 等(2007)韩 亮 亮 和 李 凯

(2008)以及苏忠秦和黄登仕(2012)等我们在剔

除了 STPT类上市公司后对董事长性质与财务决

策的关系进行重新检验实证回归结果与前文基本

一致借鉴涂瑞和肖作平(2010)我们以剔除了资

产负债率大于 1的公司后的样本作为研究对象结

论与前文一致

(3)为消除行业影响我们以经过行业调整的

投资融资股利支付等各项财务决策变量作为解

释变量对研究假设进行了重新检验结果未有实

质性改变另外我们采用 Tobit模型对创新产出

股利支付关联交易与董事长的家族性质之间的关

系进行重新检验结论与主检验相同

(4)借鉴 Amore 等(2011)我们以董事长变更

作为外生事件采用 Difference-in-Difference(DID)方法检验董事长性质与财务决策的关系为检验

两者关系我们以控制家族不变而董事长发生变更

的企业变更前后各两年的样本作为研究对象其

中实验组为由家族董事长变更为非家族董事长的

企业对照组为董事长一直由控制家族担任的企

业在选择变更样本前我们要求样本企业在关键

变量上不存在数据缺失的情况研究发现DID检

验的实证结果与前文结论基本一致但关键变量系

数的显著性下降104877810486491048667

(5)控股家族尽管可能选择不做董事长但可

能派出家族成员担任 CEO这与本文所界定的ldquo垂

帘听政rdquo有所差异为进一步明确ldquo垂帘听政rdquo的含

义我们将控股家族完全放弃上市公司关键职位

(包括董事长和 CEO)的现象重新定义为ldquo垂帘听

政rdquo并重新检验ldquo垂帘听政rdquo对财务决策的影响结

论保持基本不变

限于篇幅我们没有在文中报告稳健性检验的

结果

七结论

基于诸多中国家族上市公司董事长由非家族

成员担任这一现象本文以 1999~2014年所有 A股

上市家族企业作为研究样本实证检验了董事长是

否为实际控制人家族成员对上市公司财务决策的

影响我们研究发现当家族企业的董事长由与实

际控制人无明确家族关系的人员担任时上市公司

的财务决策明显区别于家族成员担任董事长的企

业具体而言与家族董事长企业相比非家族董

事长企业的资本支出和创新产出较少负债比例较

高债务期限结构较长现金持有较多股利支付的

意愿股利支付率均较低同时非家族董事长企

业的绩效也较差被ldquoSTrdquo的可能性更高进一步的

检验表明在由非家族成员担任董事长的家族企业

中公司治理水平较低主要表现为较严重的控股

股东代理问题包括更多的关联交易和资金占用

等与此同时管理层的代理倾向也较高包括管

理层的薪酬mdash业绩敏感性离职mdash业绩敏感性较

低在职消费较多等综合实证结果表明当实际

控制人家族不担任公司董事长时家族与上市公司

声誉的分离增强了控股股东侵占中小股东利益的

动机公司财务决策成为服务控股股东掏空行为的

重要工具即新兴市场中的家族企业财务决策与控

股股东代理问题相关在考虑了潜在的董事长任

命与公司决策之间的内生性问题及一系列稳健性

检验后本文研究结论保持不变

-- 141

本文从非家族董事长的角度考察了控股家族

与上市公司之间的关系为家族与非家族参与公司

财务决策的差异提供了新的解释既补充了家族企

业财务决策领域的文献丰富了有关控股股东代理

问题的研究也为新兴市场中声誉如何发挥作用提

供了证据同时本文的研究结论也有助于投资者

进一步认识家族企业从表现上看引入职业经理

人固然可以降低控股家族对家族企业的控制提高

管理层的经营能力改善公司绩效然而与非家族

CEO非家族董事不同由家族放弃直接管理权引

入非家族董事长带来的可能是居于ldquo幕后rdquo的控股

股东更强的转移公司资源的动机恶化公司经营情

况因此在评价家族对上市公司可能的影响时

我们应具体分析家族涉入的方式及程度而进一步

结合控股家族的其他特征如家族内部结构股权变

动情况等进行分析也是我们后续研究努力的方向

(作者单位中国人民大学商学院责任编辑

尚增健)

注释

①Allen等(2005)针对中国家族企业创始人或高管的调查显示ldquo提升声誉rdquo是企业上市的重要原因之一而ldquo声誉损失rdquo则被视为是公司失败的主要风险

②以本文样本为参考中国上市家族企业中 CEO由非家族成员担任的比例约为 63这一比例也高于国外家族企业职业经理人的占比

③依据 2015年《中国家族企业传承报告》在其抽样调查的 839家家族控股企业中绝大多数企业仍由第一代创始人管控Xu等(2015)的研究也显示在 2003~2011年间仅有 20的上市家族企业的董事长或CEO由二代担任

④家族企业职业经理人与控制家族反目的事件屡见不鲜其中国美电器就是职业经理人与控制家族斗争的典型例子

⑤2015年《中国家族企业传承报告》显示约 74的企业主年龄介于 40~60 岁之间60 岁以上的家族企业主仅 8左右本文样本也表明实际控制人的平均年龄为 50岁左右

⑥对于控股家族退居ldquo幕后rdquo是否以及怎样影响了企业财务行为我们在后文进行了较为详细的分析

⑦在判定最终控制人时我们采用的上市公司职位级别排序的标准为董事长gtCEO或总经理gt董事gt其他

⑧对此变化的可能解释为 2008~2009年大量中小企业在创业板的上市而这些中小企业的管理权大多仍掌握在企业家或实际控制人手中在剔除中小板创业板公司样本后由非家族成员担任董事长的比例稳定在 42左右

⑨当我们采用以购建固定资产无形资产和其他长期资产支付的现金与处置固定资产无形资产和其他长期资产收回的现金之差除以期初的总资产来衡量公司资本支出水平时实证结果保持不变

⑩研发投入数据存在大量缺失且可能存在失真情况如为避免向竞争对手透露公司战略公司可能未真实披露其RampD数额

104877810486491048659当我们采用剔除了外观设计的专利总申请数授权数或采用 t+3期的专利申请授权数作为创新水平的代理变量

实证结果保持不变104877810486491048660在控制其他可能影响上市公司现金持有水平的因素后

我们发现非家族董事长企业比家族董事长企业的现金持有水平高

104877810486491048661由于篇幅限制此处未报告相关系数的检验结果104877810486491048662参考邓建平和曾勇(2005)考虑自由现金流影响的股利

支付模型我们对董事长性质与上市公司股利政策进行了重新检验结果保持不变

104877810486491048663当我们以上市公司所在地同行业中由非家族成员担任董事长的比例或上市公司所在地其他上市公司中非家族董事长比例作为工具变量时研究结论保持不变

104877810486491048664由于卫生部披露的各省份无偿献血情况仅有 2004年度及 2005年第一季度的数据且地区社会资本水平也较稳定我们以 2004年各省无偿献血率作为样本区间内地区社会资本水平的衡量指标

104877810486491048665参考魏明海等(2013)我们将上市公司的关联交易按交易方向区分为上市公司向关联方购买销售产品等的关联交易后对董事长性质与控股股东私利行为分别进行检验结论基本不变

104877810486491048666依照CSMAR数据库中对关联交易的分类及本文研究目标我们剔除了类别为ldquo合作项目rdquoldquo许可协议rdquoldquo研究与开发成果rdquoldquo关键管理人员报酬rdquo及ldquo其他事项rdquo的关联交易

104877810486491048667关键变量不显著的原因可能是样本数量太少尽管在不同的公司财务决策下满足筛选条件的样本数量不同但在实际控制人家族保持不变的情况下董事长由家族成员变更为非家族成员的变更事件至多 36起而董事长一直由实际控制人或其家族成员担任的变更事件则至多有 35起

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控股家族的ldquo垂帘听政rdquo与公司财务决策

中国上市公司研究

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Page 8: Ý6× ì ,º ¸ Nb u D¢.CX×é1 · 2019-03-26 · u "mmfo fu bm u u 9v fu bm u u ! j0Î Ô5Î 5Îi¤ 6d° g+±.îvÕ g u fô*u g.ú æ < ¼ /§ 7 / % u +piotpo fu bm u u u ¯egdô

这也说明了我们在实证分析中控制样本年度行业

的必要性

(二)变量定义

为检验董事长是否为家族成员对公司财务决

策的影响本文考察了上市家族企业的董事长是否

为控股家族成员与公司投资资本结构现金持有

以及股利政策的关系在投资决策方面借鉴 Anderson等(2012)我们着重检验了董事长的家族身

份对公司资本支出创新活动的影响与已有研究

一致(陈德球等2012Xu et al2013)我们采用购

建固定资产无形资产和其他长期资产支付的现金

与期初的总资产的比值作为公司资本支出的衡量

指标⑨由于研发投入数据的可得性问题⑩本文用

公司申请专利专利被国家知识产权局授权的情况

表示公司创新水平其中专利包括发明实用新型

及外观设计 3类创新作为一项长期的需要大量

资金投入的活动从研发投入到专利产出常存在时

间间隔因此在实证回归中我们用向后滞

后两期的专利数量来代表当期的研发水平104877810486491048659

(He and Tian2013Tan et al2015)衡量指

标包括专利申请数(Patent_AP)和专利授权

数(Patent_GR)在融资方面我们从公司的

资产负债率(Leverage)及债务的期限结构

(Debt)两方面考察了家族成员董事长企业与

非家族成员董事长企业在资本结构方面的差

异其中负债率与债务期限结构分别为总负

债长期负债与总资产的比值(Fan et al2011)为衡量上市公司的现金持有水平

(Cash)我们计算了上市公司拥有的现金及

其等价物与净资产的比值其中现金及其等

价物为货币资金交易性金融资产及短期投

资净额之和净资产为扣除货币资金等现金

及其等价物后的总资产对于上市公司的股

利政策我们采用两个指标进行衡量包括

是否支付现金股利的虚拟变量(Divdum)若

支付现金股利取值为 1否则为 0股利支付

率(Divearn)即每股现金股利除以每股净

利润

董事长的家族属性是本文的关键变量

我们用虚拟变量NF_Chair表示若上市公司

的董事长不由实际控制人本人或其家族成员

担任NF_Chair取值为 1否则为 0在各财务决策

模型中我们也控制了可能影响上市公司决策的因

素如公司规模(即总资产的自然对数)公司年龄

(为公司成立年限的自然对数)第一大股东持股比

例机构投资者持股比例等变量鉴于宏观因素和

行业特征等可能对公司的决策产生影响我们在模

型中也加入了年度行业的虚拟变量另外我们

对所有的连续变量在 1和 99分位数上进行Winsorize处理以消除极端值对实证结果的影响各主

要变量的定义参见表 2(三)描述性统计

表 3的 Panel A报告了基于总样本的描述性统

计结果在本文样本中由实际控制人家族成员担

任董事长的情况颇为常见(大部分为最终控制人亲

自担任董事长)只有 261的家族企业的董事长由

非家族成员担任然而对于这些平均仅成立 12年

的样本企业而言该比例显著高于基于国外一般家

表 2 主要变量的定义变量

NF_Chair

Invt

Patent_APPatent_GRLeverageDebt

Cash

DivdumDivearnROAROEROSST

ORECRPTNRPTExecompDircompDsecomp

CEO_changeChair_changeFee_other

Fee_manageSize

BM

FageTOP1TOP25

InstitutionBsize

IndependenceIndustryYear

含义及计算方法

非家族成员董事长虚拟变量若董事长不由实际控制人或其家族成员担任时取值为 1否则为 0资本支出额为购建固定资产无形资产和其他长期资产支付的现金除以期初总资产

专利申请数为发明实用新型外观设计申请数之和(加 1)的自然对数专利授权数为发明实用新型外观设计授权数之和(加 1)的自然对数资产负债率为总负债除以总资产负债期限结构为长期负债除以总资产

现金持有比例计算公式为(货币资金+交易性金融资产+短期投资净额)(总资产-货币资金-交易性金融资产-短期投资净额)

股利支付虚拟变量若公司发放现金股利为 1否则为 0股利支付率为每股现金股利除以每股净利润资产收益率为净利润除以总资产权益收益率为净利润除以权益销售利润率为净利润除以营业收入是否被 ST的虚拟变量若公司被ldquoSTrdquo或ldquoPTrdquo为 1否则为 0资金占用为其他应收款净额除以总资产关联交易额为上市公司关联交易额总资产关联交易次数为上市公司关联交易次数的自然对数高管薪酬为薪酬最高的前 3名高管平均薪酬的自然对数董事薪酬为薪酬最高的前 3名董事平均薪酬的自然对数管理层薪酬为薪酬最高的前 3名管理层平均薪酬的自然对数CEO变更虚拟变量若CEO发生变更为 1否则为 0董事长变更虚拟变量若董事长发生变更为 1否则为 0在职消费为支付其他与经营活动有关的现金除以总资产管理费用率为管理费用除以总资产公司规模为总资产的自然对数总资产账市比为考虑非流通因素的总资产账面价值除以总资产的市场价值其中总资产的市场价值=每股权益times非流通股股数+期末收盘价times流通股股数+负债账面价值)公司年龄为公司成立年限的自然对数第一大股东持股比例第二至第五大股东持股比例之和机构投资者持股比例董事会规模为董事会人数独立董事比例为独立董事人数除以董事会人数行业根据证监会行业代码分类共 21个行业哑变量年度样本区间为 1999~2014年共 14个年度哑变量

控股家族的ldquo垂帘听政rdquo与公司财务决策

中国上市公司研究

-- 132

《管理世界》(月刊)2017年第 3期

族企业发展演变过程中预期的职业经理人参与

率在投资方面样本企业 InvtPatent_APPat

ent_GR的均值分别为 00761204和 1808而在资

本结构方面Leverage和 Debt的均值分别为 437

45说明家族企业的平均负债水平较高其中短

期负债是企业负债的主要组成部分在现金持有

和股利政策上家族企业的平均现金持有水平为

425平均股利支付率为 235其中发放现金股

利的企业占总样本的 631从绩效情况看家族

企业在样本区间内平均的 ROAROEROS 分别为

37675样本企业的绩效表现与其他研究

使用的样本企业相近(Liu et al2015Xu et al2015)从公司股权结构情况看第一大股东持股

(3313)远高于第二至第五大股东的持股比例之

和(2043)作为国外公司股权结构与公司治理的

重要参与者机构投资者在中国家族企业中平均持

股仅为 445

为说明控股家族ldquo垂帘听政rdquo的影响我们进一

步比较了家族董事长企业与非家族董事长企业在

财务决策上的异同如 Panel B所示家族成员董

事长企业 InvtPatent_APPatent_GR的均值分别为

008414392136而非家族成员董事长公司的 In

vtPatent_APPatent_GR 的 均 值 分 别 为 005406120982这就说明由非家族成员担任董事长的

家族企业在资本支出研发方面均显著低于由实际

控制人或其家族成员担任董事长的企业在资本

结构方面非家族成员董事长企业的资产负债率和

长期负债率均显著高于家族成员董事长企业具

体地非家族成员董事长企业 LeverageDebt的均值

(中位数)分别为 0577(0506)0057(0009)而家

族成员董事长企业 Leverage和Debt的均值(中位数)

仅为 0388(0363)0040(0002)从现金持有和股

利方面看相比于由控制家族成员担任董事长的企

业非家族成员董事长企业平均而言更不倾向发放

现金股利股利支付更少其现金持有水平在均值

和中位数上也显著少于家族成员董事长企业104877810486491048660相

似地无论是 ROAROE还是 ROS非家族成员董事

长企业的业绩表现均显著差于由实际控制人家族

成员担任董事长的企业

另外我们也检验了变量之间的相关系数104877810486491048661

结果显示董事长是否为家族成员与各财务决策变

量的相关系数均在 1水平显著且未有任何控制

变量之间的相关系数的绝对值超过 07说明本文

的实证模型并不存在严重的多重共线性问题

四实证检验结果

在本部分我们实证检验了上市公司董事长的

家族身份对公司财务决策的影响包括资本性投资

与创新资本结构现金持有及股利政策等为控

制董事长任命与公司财务决策之间可能存在的内

生性问题我们采用倾向得分匹配法(PSM)及工具

变量法重新检验了董事长性质与各项财务决策的

关系

(一)投资决策

为检验家族与非家族董事长所在公司投资决

策的差异借鉴Guumlner等(2008)Xu等(2013)以及

Custoacutedio和Metzger(2014)我们采用以下实证模型

Invtt =α0 +α1 NF_Chairt +α2 Sizet-1 +α3 BMt-1

+α4 CFt+α5 Leveraget+α6 Faget +α7 TOP1t

+α8 TOP25t +α9 Institutiont +sumIndustry

+sumYear+ε (1)

表 3 主要变量的描述性统计Panel A总样本

VariableNF_Chair

InvtPatent_APPatent_GRLeverageDebtCash

DivdumDivearnROAROEROSSizeBMFageTOP1TOP25

InstitutionBsize

IndependencePanel B分组比较

VariableInvt

Patent_APPatent_GRLeverageDebtCash

DivdumDivearnROAROEROS

N95288646677367739528952895289528952895289528950695289528952895289528952894749471

非家族董事长N

24121924192424882488248824882488248824882473

Mean0054061209820577005702810396014200110048-0047

Mean02610076120418080437004504250631023500370067005021180060723623313020430445185360365

Median00280000000005060009015000000000002600580050

SD0439008214631892034300750598048302870079018503801011022505311434011600573215870058

家族董事长N

62344849484970407040704070407040704070407033

P250

0018000000000225000001070

00000016003200292053004422079225201129001227

0333

Mean00841439213603880040047607140268004600740083

Median00601099239803630002024910000209004700760087

Median0

0050000013860404000302151

01610042007200782109006272485299701933021529

0333Difference

Mean-0030-0827-115401890017-0195-0317-0126-0035-0026-0130

P751

0104239834340575006004711

03560070011601482178007852773423002851067789

0400

Median-0032-1099-239801430007-0099-1000-0209-0021-0018-0037

注分样本平均值差异检验为独立样本 t 检验中位数差异检验使用Wilcoxon检验分别表示在 1510水平上显著

-- 133

其中Invt为公司的资本支出NF_Chair为表征

董事长家族身份的虚拟变量若董事长为非家族成

员NF_Chair取值为 1否则为 0同时我们还控

制了以下因素的可能影响期初的公司规模(Sizet-

1)即期初的总资产的自然对数投资机会(BMt-1)

即期初的总资产账面价值与市场价值之比现金流

量(CFt)即 t期的经营活动产生的现金流量净额除

以期初的总资产其他控制变量包括总资产负债

率(Leverage)公司年龄(Fage)第一大股东持股比

例(TOP1)第二至第五大股东持股比例(TOP25)

机构投资者持股比例(Institution)行业(Industry)和

年度(Year)哑变量为保证研究结论的稳健性所

有检验的标准误差均经过异方差和企业层面的聚

类调整

由于创新活动具有时滞我们采用向后滞后两

期的专利数量衡量公司的创新能力(He and Tian2013Tan et al2015)检验董事长的家族性质对

创新活动影响的模型如下

Patentt+2 =α0 +α1 NF_Chairt +α2 Sizet +α3Leveraget

+α4 BMt +α5 ROAt +α6 Faget +α7 TOP1t +α8 TOP25t

+α9 Institutiont +α10 RampDt +α11PPEt +α12 Invtt

+sumIndustry+sumYear+ε (2)其中Patentt+2分别为专利申请数(Patent_APt+2)

专 利 授 权 数(Patent_GRt + 2) 借 鉴 Fahlenbrach(2009)Custoacutedio 和 Metzger(2014)我们控制了

ROA即资产收益率为净利润除以总资产RampD

即研发投入除以销售收入PPE即固定资产比例

为固定资产净额除以总资产其他控制变量定义

如表 2所示具体实证回归结果见表 4表 4列(1)报告了资本支出的检验结果其中

NF_Chair的系数为负且在 1水平上显著说明相

比于家族董事长企业由非家族成员担任董事长的

企业的资本支出水平显著更低表 4列(2)和(3)分别列示了董事长性质与上市公司专利申请数和

专利授权数的关系从中可以看出非家族董事长

企业与家族董事长企业在研发创新活动上存在明

显差异在所有回归中NF_Chair的系数均显著为

负即无论是在专利申请还是专利授权上非家族

董事长公司的专利产出均比家族董事长企业少创

新水平较低另外当我们以上市公司是否拥有专

利申请(Dum_APt+2)是否拥有专利授权(Dum_GRt+2)

作为公司创新活动强度的替代衡量指标时两类公

司创新水平的差异在以是否拥有专利的虚拟变量

作为被解释变量的模型中仍然存在结果如列(4)和(5)所示实证结果表明家族企业董事长的家

族身份显著影响公司的投资决策从而证明了本文

的假设 1(二)债务融资

为考察家族与非家族董事长企业在债务融资

决策方面的差异我们参考肖作平和廖理(2007)

韩亮亮和李凯(2008)姜付秀和黄继承(2013)以

及 Custoacutedio和Metzger(2014)的模型采用的实证模

型如下

Capitalt=β0 +β1NF_Chairt +β2Sizet +β3BMt

+β4ROAt +β5Faget +β6TOP1t +β7TOP25t

+β8 Institutiont +β9FCFt +β10PPEt +β11Depret

+sumIndustry+sumYear+ε (3)其中Capital 分别为资产负债率(Leverage)和

债务的期限结构(Debt)在控制变量中FCF为每

股自由现金流量即经营现金流量净额减去资本支

出的差除以总股数Depre为固定资产折旧除以总

表 4 投资决策

NF_Chair

Size

Leverage

BM

Fage

TOP1

TOP25

Institution

CF

ROA

RampD

PPE

Invt

Intercept

IndustryYearN

Adj R2

(1)Invt

-0016(-565)0002(122)

-0010(-359)

-0025(-367)

-0024(-728)

0000(469)

0001(475)

0001(696)

0096(773)

0070(212)控制控制84380174

(2)Patent_AP-0273(-415)

0232(546)-0121(-163)-0217(-115)

-0361(-564)0004(168)0005(166)

0021(425)

0970(435)-1007(-040)0224(114)0427(124)

-4647(-534)控制控制67350344

(3)Patent_GR-0333(-375)

0214(401)

-0269(-283)0245(101)

-0484(-603)0000(008)0001(039)

0028(414)

0581(201)-2691(-080)0402(161)

0875(205)

-4339(-395)控制控制67350442

(4)Dum_AP-0339(-405)

0166(322)

-0520(-246)0472(220)

-0488(-609)0003(097)0002(061)

0021(375)

2055(431)-1631(-061)0435(157)

0891(210)

-9045(-881)控制控制66930350

(5)Dum_GR-0238(-244)0116(199)

-0679(-336)

0758(308)

-0630(-568)0000(001)-0002(-061)

0026(373)

0503(126)-4252(-144)0586(202)

1363(278)

-8466(-754)控制控制66930406

注由于创新活动存在时间滞后性列(2)至列(5)的控制变量为 t期因变量则为 t+2 期分别表示在 1510水平上显著括号中的数值为 t值所有检验的标准误差均经过异方差和企业层面的聚类调整

控股家族的ldquo垂帘听政rdquo与公司财务决策

中国上市公司研究

-- 134

《管理世界》(月刊)2017年第 3期

资产其他控制变量定义如表 2 所示若

NF_Chair系数为正表明相比由实际控制人

家族成员担任董事长企业非家族董事长企业

更倾向于采用高负债特别是长期负债实证

检验结果如表 5所示

在表 5中我们提供了董事长性质与上市

公司资本结构关系的实证回归结果其中列

(1)和列(2)回归模型的被解释变量分别为资

产负债率和长期负债率我们发现NF_Chair

的系数在所有回归中均显著为正说明相比

于董事长由实际控制人家族成员担任的企业

非家族董事长企业的负债水平更高债务期限

结构更长也就是说当实际控制人家族不直

接与公司发生联系时控股股东倾向于进行更

多的债务融资尤其是长期债务融资该结果

支持了控股股东可能利用债务融资剥削外部

投资者的观点即在投资者保护较弱的情况

下负债的公司治理作用弱化债务融资成为

服务控股股东掏空行为的工具在非家族董

事长企业中家族与公司声誉的分离使得控股

股东与其他投资者的利益冲突加剧为满足其

私利行为控股股东利用非家族董事长的优势

通过债务融资增加其可控制的资源同时由

于上市公司负有长期债务的还款付息压力比

短期债务小财务困境和破产风险较低长期

负债更能为控股股东转移公司资源提供便利

非家族董事长企业也更偏好长期的债务融

资由此本文的假设 2a和 2b得以验证

(三)现金持有与股利支付

为考察董事长的家族身份对上市公司现金

持有政策的影响我们参考Opler等(1999)王

福胜和宋海旭(2012)以及姜彭等(2015)采

用以下模型检验家族与非家族董事长企业现

金持有水平的差异情况

Casht=γ0+γ1 NF_Chairt +γ2Sizet +γ3BMt

+γ4Divdumt +γ5ROEt +γ6Faget +γ7TOP1t

+γ8TOP25t +γ9Institutiont +γ10CFt +γ11Invtt

+γ12Leveraget +γ13Debtt +γ14Wcapitalt

+γ15Wcapitalt +sumIndustry+sumYear+ε (4)其中Cash为公司的现金持有水平CFIn

vt分别为经净资产调整的经营现金流量净额和

资本支出Wcapital为营运资本与现金及其等价物之差

除以净资产Wcapital为Wcapital的变化量其他控制

变量定义如表 2所示

另外借鉴雷光勇等(2015)和魏志华等(2012)104877810486491048662我

们检验了家族与非家族董事长企业在股利政策方面的

不同本文采用的股利支付模型如下

Dividendt=γ0+γ1NF_Chairt +γ2Sizet +γ3 Leveraget

+γ4BMt +γ5ROEt +γ6CFt +γ7Casht +γ8Invtt +γ9 Faget

+γ10PPEt +γ11TOP1t +γ12TOP25t +γ13Institutiont

+γ14SEOt+sumIndustry+sumYear+ε (5)其中Dividend分别为是否支付现金股利(Divdum)

股利支付率(Divearn)在控制变量中CFCashInvt分

别为经总资产调整的经营现金流量净额现金持有水平

和资本支出SEO为公司是否满足法定再融资条件的虚

拟变量若权益收益率介于[67]之间则 SEO取值为

1否则为 0其他控

制变量定义如表 2 所

示具体实证回归结

果见表 6表 6 报告了董事

长的家族身份对公司

表 5 资本结构

注分别表示在1510水平上显著括号中的数值为 t 值所有检验的标准误差均经过异方差和企业层面的聚类调整

NF_Chair

Size

BM

Fage

TOP1

TOP25

Institution

ROA

PPE

Depre

FCF

Intercept

IndustryYearN

Adj R2

(1)Leverage0043(279)

0061(682)

-0324(-867)

0091(756)-0000(-024)-0001(-156)

-0002(-201)

-1675(-1314)-0021(-023)2474(252)

-0025(-579)

-0768(-382)控制控制94840346

(2)Debt

0009(272)

0026(1568)-0003(-035)

0014(605)-0000(-033)-0000(-196)0000(111)

-0068(-512)

0111(708)

-0458(-350)

-0013(-978)

-0552(-1403)控制控制94830300

表 6 现金持有与股利支付

NF_Chair

Size

Leverage

BM

ROE

Fage

TOP1

TOP25

Institution

CF

Invt

Cash

PPE

SEO

Wcapital

Wcapital

Debt

Divdum

Intercept

IndustryYearN

Adj R2

(1)Cash0029(186)

-0072(-717)

-0237(-782)

0130(310)

-0035(-165)-0031(-167)

0002(348)

0003(419)-0001(-115)

1254(1194)

0523(577)

0237(409)0120(182)

-0211(-288)

0049(409)

1225(562)控制控制86430346

(2)Divdum

-0373(-631)

0417(1110)

-2228(-1441)0711(447)

2634(1237)

-0294(-497)0005(241)

0007(274)

0026(587)

1588(640)

1543(441)

0952(507)

-0419(-203)0149(220)

-9891(-1032)控制控制95070345

(3)Divearn

-0038(-378)0008(148)

-0075(-628)

0118(439)

0066(728)

-0032(-345)

0001(402)

0002(369)0000(005)

0202(516)0021(035)

0316(1075)

0099(304)0000(002)

-0313(-258)控制控制95070173

注分别表示在 1510水平上显著括号中的数值为 t值所有检验的标准误差均经过异方差和企业层面的聚类调整

-- 135

现金持有和股利政策影响的实证结果由表 6列

(1)可知NF_Chair的系数显著为正说明由非家族

成员担任董事长的企业的现金持有水平高于实际

控制人家族担任董事长的企业列(2)~(4)则报告

了董事长性质与上市公司股利支付的关系被解释

变量分别为是否支付股利股利支付率在这两

个模型中NF_Chair的系数均为负且至少在 1水

平上显著说明非家族董事长企业的支付股利意

愿股利支付率均明显比家族董事长企业低表 6的实证结果与非家族董事长企业控股股东代理问

题较严重的解释一致即当实际控制人或其家族成

员不担任董事长时控股股东侵占其他股东利益的

动机增强为方便其关联交易资金侵占等掏空行

为上市公司将持有更多的现金发放更少的股

利因此本文的假设 3和假设 4得以验证

以上分析表明家族企业董事长的家族性质显

著影响上市公司的财务决策具体地与家族董事

长企业相比非家族董事长企业的资本支出创新活

动较少债务融资较多债务期限结构较长现金持

有水平较高股利支付意愿水平均较低我们的实

证结果一致支持了家族声誉的解释即在由非家族

成员担任董事长的情况下家族与公司声誉的分离

导致控股家族具有较强的掠夺外部投资者的动机

从而促使其采取有利于其私有收益的财务决策

(四)内生性检验

在考察管理层的性质对上市公司的影响时已

有研究表明家族企业中管理层的任命与公司的表

现存在内生性问题(Bennedsen et al2007Cucculelli and Micucci2008Fahlenbrach2009)具体而

言当实际控制人家族预示到未来可能发生的业绩

下滑或经营不善时为保护家族声誉家族企业将

任命控制家族以外的职业经理人担任上市公司要

职如CEO等同样地家族企业董事长的任命与公

司财务决策之间也可能存在着内生性影响当公

司的财务决策可能导致更高的财务困境或经营困

难时实际控制家族参与企业管理的动机削弱在

处于不同生命周期阶段的家族企业中控股股东对

职业经理人的需求也存在差异为消除董事长性

质与公司财务决策之间的内生性问题我们采用倾

向得分匹配(Propensity Score MatchingPSM)法和

工具变量法对两者关系进行检验

1倾向得分匹配法

倾向得分匹配方法是解决潜在的内生性问题

的常用方法之一(Imbens and Wooldridge2009)

我们首先对董事长的家族性质与可能影响管理层

任命的因素进行 Probit回归计算样本企业的倾向

得分其次根据不同配对原则我们构建了与非家

族董事长企业具有相近特征的家族董事长企业控

制组样本通过比较这两组样本在公司行为上的

差异我们就可以清楚地看出董事长家族属性对财

务决策的影响为较好地控制样本企业在除董事

长家族身份外其他公司特征的差异我们以各财务

决策模型中的控制变量作为配对变量当然我们

也考虑年度和行业的影响在主检验中我们采用

1∶2的最近邻匹配方法构建实验组和控制组样本

同时为保证检验结果的稳健性我们还采用了 1∶1或 1∶3最近邻匹配核匹配半径匹配及重复抽样

等多种配对方法(Bae et al2011Jameson et al2014)

表 7报告了倾向得分匹配方法的检验结果由

表 7 倾向得分匹配(PSM)结果

注分别表示在 1510水平上显著括号中的数值为 t值在重复抽样检验中括号中的数值为 z值

Panel A最近邻匹配(12)Variable

Invt

Patent_AP

Patent_GR

Leverage

Debt

Cash

Divdum

Divearn

Panel B其他配对方法Variable

Invt

Patent_AP

Patent_GR

Leverage

Debt

Cash

Divdum

Divearn

SampleUnmatchedMatched

UnmatchedMatched

UnmatchedMatched

UnmatchedMatched

UnmatchedMatched

UnmatchedMatched

UnmatchedMatched

UnmatchedMatched11匹配-0016(-1038)

-0316(-1088)

-0410(-1071)0077(812)

0006(327)0012(132)

-0120(-1192)

-0048(-910)

NF_Chair=10054005406190619099409940570057000570057025902590399039901430143

13匹配-0015(-611)

-0206(-432)

-0232(-370)

0054(468)

0008(322)0023(176)

-0082(-547)

-0033(-393)

NF_Chair=00081006814420802214112120387051700400051038102360714047802680173核匹配

-0015(-728)

-0219(-512)

-0245(-442)

0055(520)

0008(354)0025(194)

-0091(-708)

-0035(-480)

Difference-0027-0014-0823-0183-1147-02180183005300170007-01220023

-0316-0079-0125-003半径匹配-0018(-643)

-0257(-411)

-0332(-406)

0052(483)

0009(308)0020(126)

-0107(-629)

-0042(-427)

T-stat-1442-565-2146-370-2325-3322402441966254

-1064178

-2923-506-1894-336

重复抽样-0014(-485)

-0183(-508)

-0218(-365)053(342)

0007(227)

0023(244)

-0079(-579)

-0030(-369)

控股家族的ldquo垂帘听政rdquo与公司财务决策

中国上市公司研究

-- 136

《管理世界》(月刊)2017年第 3期

Panel A可知非家族成员董事长与家族成员董事

长企业的投资融资股利政策不仅在配对前明显

不同在控制公司除董事长家族属性外的其他特征

差异后该差异仍然显著存在且与前文实证回归

结果一致具体而言与由实际控制人家族担任董

事长的企业相比非家族成员担任董事长的企业的

资本支出较少以专利申请专利授权量衡量的创

新产出水平较低负债比例较高债务期限结构较

长现金持有较多股利支付的意愿股利支付率均

较低Panel B列示了采用其他配对方法的财务决

策差异检验结果结论与 Panel A 一致在此不再

赘述

2工具变量法

为解决董事长任命与财务决策之间的内生性

问题我们还使用工具变量法检验两者的关系

由于本文的内生变量 NF_Chair 为二元变量我们

采用扩展的 Heckman 两阶段模型即处理效应模型

(Treatment Effect Model)进 行 检 验(Heckman1979)依据本文的研究问题有效的工具变量需

满足两个条件(1)工具变量与上市公司家族董事

长的任命相关即相关性(2)工具变

量与公司财务决策无关只能通过上

市公司董事长的家族性质影响公司

的财务决策即外生性本文采用各

省的无偿献血率及婚姻状况作为上

市公司董事长是否为家族成员的工

具变量104877810486491048663

控股家族是否担任上市公司董事

长受家族拥有的社会资本和家族关系

的影响当控股家族的社会资本越

高如拥有政治关联行业商会身份

等家族为上市公司带来的资源越多

收益越高相比非家族董事长由家族

成员延续公司经营管理更有利于保

存发挥家族社会资本的作用(Xu etal2015)即控股家族拥有的社会

资本越多任用家族董事长的可能性

越高由于无偿献血率反映了地区的

社会资本水平(Guiso et al2004)对

上市公司董事长的选择产生作用而

无偿献血率又不受公司财务决策的影

响(潘越等2009)因此无偿献血率(VBD)是董事

长家族性质的有效工具变量各省的无偿献血数

据来源自卫生部官方网站104877810486491048664家族观念的强弱也会

影响控股家族成员担任上市公司董事长的意愿

当控股家族关系越紧密时家族凝聚力越强由家

族成员担任家族企业董事长的可能性越高地区

水平的婚姻状况反映了人们对家族关系的态度

(Chahine and Goergen2013)从而影响了家族企业

董事长的选择同时地区水平的婚姻状况与上市

公司财务决策也不存在相关关系因此我们选用

地区婚姻状况(Marriage)作为董事长家族性质的工

具变量具体地我们以地区每万人登记结婚件数

与离婚办理件数的自然对数之差衡量地区的家庭

关系强度该数值越大表明地区家庭关系越紧

密地区婚姻状况数据来源于各年《中国民政统计

年鉴》我们预期当地区无偿献血率越高家族关

系越紧密控股家族担任董事长的可能性越高非

家族董事长概率越低即 VBD 和 Marriage 均与

NF_Chair负相关

表 8列示了工具变量法的回归结果在第一阶

表 8 Heckman两阶段回归结果

注分别表示在 1510水平上显著括号中的数值为 t值所有检验的标准误差均经过异方差和企业层面的聚类调整

NF_Chair

Lambda

Size

BM

Leverage

ROA

ROE

Fage

TOP1

TOP25

Institution

Intercept

工具变量

VBD

Marriage

ControlsIndustryYearN

Adj R2

(1)Invt

-0061(-277)0027(208)0001(074)

-0034(-430)-0004(-117)

-0018(-417)

0000(281)

0000(207)

0001(707)

0143(385)

-0275(-213)

-0319(-711)控制控制控制84380175

(2)Patent_AP-1405(-354)

0675(291)

0222(526)

-0464(-222)-0027(-032)0501(188)

-0254(-346)0001(041)-0001(-019)

0023(454)

-4034(-457)

-0301(-236)

-0333(-756)控制控制控制67350347

(3)Patent_GR-1983(-383)

0984(327)

0200(376)-0114(-043)-0132(-124)-0102(-029)

-0327(-356)-0004(-116)-0006(-139)

0031(446)

-3446(-306)

-0301(-236)

-0333(-756)控制控制控制67350445

(4)Leverage0067(076)-0014(-028)

0061(690)

-0319(-765)

-1660(-1193)

0089(563)-0000(-010)-0001(-128)

-0002(-205)

-0780(-397)

-0315(-248)

-0316(-719)控制控制控制94840346

(5)Debt

-0018(-085)0016(133)

0026(1565)-0009(-094)

-0084(-429)

0017(530)-0000(-087)

-0000(-243)0000(121)

-0539(-1347)-0315(-248)

-0316(-719)控制控制控制94830300

(6)Cash

0624(488)

-0353(-463)

-0062(-612)

0222(480)

-0285(-909)

-0020(-093)

-0083(-397)

0003(501)

0005(585)

-0003(-244)

0728(296)-0206(-159)

-0329(-727)控制控制控制86430352

(7)Divdum

-1399(-316)0607(236)

0406(1069)

0513(297)

-2152(-1351)

2597(1203)

-0190(-255)0002(088)0002(057)

0028(623)

-9321(-957)

-0301(-236)

-0326(-743)控制控制控制95070346

(8)Divearn-0151(-225)0066(170)0007(118)

0095(329)

-0062(-436)

0057(547)

-0021(-189)

0001(286)

0001(204)0000(024)

-0242(-187)

-0301(-236)

-0326(-743)控制控制控制95070174

-- 137

段 回 归 中 我 们 以 董 事 长 是 否 为 非 家 族 成 员

(NF_Chair)作为因变量对工具变量及主检验模型中

的控制变量进行 Probit回归受篇幅限制我们仅报

告了工具变量的回归结果由表 8可知VBD与Mar

riage的系数均为显著为负与预期相符说明无偿献

血率和地区婚姻状况是董事长家族性质的有效工具

变量在第二阶段中我们将第一阶段 Probit回归得

到的逆米尔斯比率(Lambda)加入到主检验模型中并

考察董事长性质对公司财务决策的影响我们发现

Lambda的系数在除资本结构外的所有模型中均十分

显著这就表明我们在分析董事长性质与财务决策的

关系时考虑内生性问题的必要性同时除负债率和

期限结构模型中NF_Chair系数的显著性有所下降外

NF_Chair的系数均至少在 5水平显著系数符号也

与主检验的回归结果一致表明控股家族是否担任董

事长显著影响了上市公司的财务决策选择

综合倾向得分匹配法与工具变量法的实证结果

表明在控制了潜在的内生性问题后董事长性质与

公司财务决策的关系不变也即我们的结论具有稳健

性非家族董事长企业与家族董事长企业之间的财务

决策存在显著差异具体而言相比家族董事长企

业非家族董事长企业的投资创新较少负债率较

高债务期限结构较长现金持有较多股利支付意

愿支付率均较低

五进一步研究控股家族ldquo垂帘听

政rdquo对公司治理及公司绩效的影响

本文以上研究发现可以被解释为控股家族的财

务保守行为(除负债率高这一结果之外)而不是我们

分析的因为家族声誉与上市公司声誉的分离使得控

股家族有更强的掏空动机所致在此部分为验证控

股家族ldquo垂帘听政rdquo对家族企业财务行为的影响主要

服务于控股家族的私有利益我们检验了控股家族

ldquo垂帘听政rdquo对公司代理问题产生的影响首先我们

考察了当实际控制人家族成员不担任董事长时控股

股东是否有更多的剥夺中小股东利益的行为其次

我们检验了控股股东较强的掏空动机是否会影响上

市公司的第一类代理问题并以此说明控股股东是否

会与管理层合谋来实现其ldquo隧道rdquo行为此外我们还

检验了董事长的家族身份对公司绩效的影响为控股

家族ldquo垂帘听政rdquo对公司所产生的不良经济后果提供

进一步的证据支持

(一)非家族成员董事长与控股股东私利

行为

为验证非家族董事长公司是否比家族董事

长公司存在更严重的控股股东代理问题借鉴已

有研究我们从两方面衡量控股股东的私利行

为资金占用程度(OREC)即其他应收款净额除

以总资产(Jiang et al2010Liu et al2015Xuet al2015)关联交易情况包括上市公司总关

联交易额占总资产的比例(RPT)关联交易次数

的自然对数 104877810486491048665(NRPT)(Cheung et al2006Jianand Wong2010Peng et al2011Liu et al2015)在检验控股股东掏空行为的模型中除

关键变量 NF_Chair外我们控制了公司规模资

产负债率资产收益率总资产的账市比公司年

龄第一大股东持股比例等公司特征变量及行

业年度固定效应回归结果如表 9所示

列(1)~(3)的结果表明NF_Chair的系数均

显著为正即相对于由实际控制人家族担任董事

长的企业非家族成员担任董事长的公司中控股

表 9 控股股东的私利行为

注分别表示在 1510水平上显著括号中的数值为 t值所有检验的标准误差均经过异方差和企业层面的聚类调整

NF_Chair

Size

Leverage

ROA

BM

Fage

TOP1

TOP25

PPE

Bsize

Independence

Institution

Intercept

IndustryYearN

Adj R2

(1)OREC

0008(290)

-0006(-347)

0052(574)

-0191(-800)

-0031(-449)

0008(463)0000(009)

0000(217)

-0069(-662)-0001(-136)-0024(-119)

-0000(-268)

0281(671)控制控制94720370

(2)RPT

0043(260)0007(069)

0387(725)-0039(-030)

-0123(-287)0039(228)

0002(333)-0001(-089)0016(029)0002(059)-0013(-011)-0002(-191)-0256(-125)控制控制94720139

(3)NRPT0073(168)

0513(2150)

0639(941)-0174(-085)-0111(-101)0063(152)0003(169)

-0008(-476)

0537(390)0019(152)-0379(-111)0001(043)

-9705(-1831)控制控制94720329

(4)RPT_limit0042(256)0007(073)

0388(736)-0028(-022)

-0117(-276)0038(225)

0002(322)-0001(-096)0017(032)0003(063)-0013(-011)-0002(-188)-0293(-143)控制控制94720140

(5)NRPT_limit

0086(191)

0531(2153)

0702(982)-0219(-103)-0082(-071)0080(187)0002(138)

-0009(-508)

0568(404)0016(125)-0421(-120)0001(048)

-10218(-1824)控制控制94720333

控股家族的ldquo垂帘听政rdquo与公司财务决策

中国上市公司研究

-- 138

《管理世界》(月刊)2017年第 3期

股东与中小股东的利益冲突更加严重控股股东侵

占上市公司资金通过关联交易转移公司资源的私

利行为更多当实际控制人或其家族成员不担任

董事长时家族与上市公司的关系较为松散家族

声誉与上市公司声誉的分离导致控股股东的掏空

动机增加一方面为满足其掏空需求控股股东

倾向于将更多的资源保留在公司内部如减少长期

投资提高负债比率延长债务期限持有更多的现

金减少发放股利等另一方面控股股东的机会主

义行为也减少了可用于投资创新活动的资金从

而导致非家族董事长企业的资本支出和专利数量

均较少另外由于部分关联交易可能是公司经营

所需或是服务于公司发展目标而进行的正常交易

活动借鉴姜付秀等(2015)我们在剔除部分可能

存在噪音的关联交易类别后重新检验了董事长性

质 与 关 联 交 易 额(RPT_limit)关 联 交 易 次 数

(NRPT_limit)的关系104877810486491048666列(4)和列(5)报告了该部

分的回归结果与以总关联交易作为被解释变量

的回归模型检验结果一致NF_Chair的系数均显著

为正即相比家族董事长企业非家族董事长企业

与其关联公司有更多的非正常交易潜在的控股股

东私利行为更加严重

(二)非家族成员董事长与管理层代理问题

尽管股东与经理人之间的利益冲突在股权高

度集中的家族企业中较不突出然而在控股股东

不同的掏空动机下家族与非家族董事长企业中的

第一类代理问题可能存在差别当上市公司董事

长由非家族成员担任时控股家族具有较强的攫取

控制权私利的动机而大股东的掏空行为将影响公

司的业绩在以业绩为参照的薪酬体制下大股东

的私利行为将受到管理层的抵制(Wang and Xiao2011)同时因大股东的掏空行为引致的公司负

面报道或业绩不善将损害管理层的声誉(Dyck etal2008)基于自身社会声誉及职业生涯的考虑

管理层将倾向于不配合控股股东的掏空决策因

此为更易实施其机会主义行为疏通其转移资源

的ldquo隧道rdquo控股股东可能会采取联合管理层的方式

侵占中小股东的利益(Burkart et al2003)如降低

薪酬业绩敏感性和离职业绩敏感性增加在职消费

等(苏冬蔚熊家财2013)也即相比于家族董事

长企业非家族董事长公司的控股股东可能会增加

对管理层的激励包括削弱管理层薪酬与业绩的关

联度提高管理层的职位稳定性允许更高的在职

消费等弥补管理层可能的声誉损失

同时由于实际控制人通过任命管理层能够轻

易地获取私利(唐跃军左晶晶2014)中国家族企

业的董事长常与控股股东存在关联(La Porta et al1999Mullins and Schoar2016)董事长的这一特征

为控股家族实现与管理层的合谋提供了可能另

外当上市公司具有较严重的第二类代理问题时

公司的绩效不能很好地反映管理层的努力程度和

能力水平由于缺乏明确的评价管理层表现的标

准管理层的薪酬任职与业绩的关系也较弱(Caoet al2011Wang and Xiao2011)对此我们检验

了董事长性质与管理层薪酬-业绩敏感性离职-业绩敏感性之间的关系即家族与上市公司声誉的分

离在提高控股股东私利行为的同时是否也会恶化

家族企业内的第一类代理问题

表 10列(1)~(3)分别报告了高管董事管理

层薪酬mdash业绩敏感性的回归结果在实证模型中

我们分别采用薪酬最高的前 3名高管董事董监高

的平均薪酬的自然对数作为因变量并控制了高

管董事会管理层的持股比例以及如公司规模等

公司特征变量由表 10 可知检验的关键变量

NF_Chair与 ROA的交叉项在所有薪酬模型中均显

著为负表明相比于家族董事长企业由非家族成

员担任董事长的家族企业中管理层的薪酬mdash业绩

敏感性较低其次我们考察了两类企业中 CEO

董事长的离职mdash业绩敏感性的差异在列(4)和列

(5)显示的 Probit 回归模型中被解释变量分别为

CEO或董事长是否发生变更的哑变量控制变量除

公司规模等特征变量外还包括 CEO或董事长的学

历年龄及任期等可以看出核心变量 NF_Chair

与ROA的交叉项在变更模型中均为正且在 1水平

上显著这就说明在非家族董事长企业中CEO和

董事长因公司业绩表现不佳而发生更替的可能性

较小其离职mdash业绩敏感性比家族董事长企业显著

较低在剔除了董事长与 CEOldquo二职合一rdquo的样本

后回归结果保持不变最后我们也检验了董事

长的家族性质与管理层在职消费之间的关系其中

管理层的在职消费情况用企业支付其他与经营活

动有关的现金与总资产的比例管理费用与总资产

-- 139

的比例进行衡量如列(6)和列(7)所示NF_Chair

的系数显著为正说明与家族董事长企业相比非

家族董事长企业中管理层的在职消费更高以上

结果表明在实际控制人家族不担任上市公司董事

长的家族企业中不仅控股股东具有较多的掏空行

为经理人的代理问题也更加严重即家族声誉与

上市公司声誉的分离恶化了上市公司的治理水平

管理层可能与控股股东合谋而为其机会主义行为

提供便利

(三)非家族成员董事长与公司绩效

与董事长性质相对应的公司的财务决策一方

面可能是实际控制人攫取其个人私利的手段从而

损害了公司的业绩表现另一方面家族与非家族

董事长企业财务决策的差异可能适应了公司发展

需要对公司有利因此考察控股家族是否担任

董事长对上市公司绩效的影响将有助于我们更好

地判别上市公司财务决策背后的动机为检验董

事长的家族身份对业绩的影响我们从 3个方面衡

量公司的会计绩效包括资产收益率(ROA)权益

收益率(ROE)销售利润率(ROS)另外由于中国

企业很少破产我们也将企业是否被证监会ldquoSTrdquo或ldquoPTrdquo视为经营不善的极端情况采用以公司股票是

否被特殊处理的二元变量(ST)作为因变量的Probit

模型比较了家族与非家族董事长企业在绩效表现

上 的 差 异 除 董 事 长 是 否 为 非 家 族 成 员

(NF_Chair)这一关键变量外我们在实证模型中也

控制了可能影响公司绩效的因素如公

司规模负债率等公司特征变量及董事

会规模独立董事占比等公司治理变

量实证结果如表 11所示

表 11 列示了董事长的家族身份与

公司绩效的关系的检验结果由列(1)~(3)可以看出NF_Chair 的系数均显著

为负说明与由实际控制人家族成员担

表 11 公司绩效

注分别表示在 1510水平上显著括号中的数值为 t值所有检验的标准误差均经过异方差和企业层面的聚类调整

NF_Chair

Size

Leverage

BM

PPE

Invt

Fage

TOP1

TOP25

Institution

Bsize

Independence

Intercept

IndustryYearN

Adj R2

(1)ROA

-0011(-438)

0020(1276)

-0102(-1368)

-0081(-1313)

-0043(-464)

0043(284)0003(132)

0001(841)

0001(557)

0001(595)

0002(225)-0007(-034)

-0319(-827)控制控制85960326

(2)ROE

-0018(-281)

0033(1065)

0033(310)

-0182(-1307)

-0076(-306)0051(123)0002(037)

0002(1018)

0002(823)

0002(453)-0001(-027)-0041(-075)

-0555(-782)控制控制85960068

(3)ROS

-0031(-247)

0067(961)

-0470(-1166)

-0099(-386)-0084(-193)0158(213)0014(174)

0001(397)

0001(241)

0002(218)0005(122)0021(020)

-1411(-334)控制控制85770228

(4)ST

0294(362)

-0624(-1027)1597(800)0279(108)

0606(199)

-4419(-384)

0538(453)-0001(-019)-0005(-122)

-0019(-252)0024(096)0758(101)

5425(436)控制控制85810477

表 10 薪酬及离职业绩敏感性在职消费

注Ownership在列(1)~(3)中分别为高管董事管理层的持股比例Education与 Tenure分别表示 CEO或董事长的学历任期Duality表示董事长与 CEO是否二职合一若董事长与 CEO为同一人则取值为 1否则为 0在列(4)和(5)中公司绩效 ROA为上一期的资产收益率在列(6)和(7)中PPE为固定资产与存货净额之和除以总资产分别表示在 1510水平上显著括号中的数值为 t值所有检验的标准误差均经过异方差和企业层面的聚类调整

NF_Chair

NF_ChairtimesROA

ROA

Size

Fage

TOP1

TOP25

Institution

Leverage

BM

PPE

Bsize

Independence

Ownership

Education

Age

Tenure

Duality

InterceptIndustryYearN

Adj R2

(1)Execomp-0023(-067)

-0773(-286)

1415(651)

0362(1902)0010(035)0001(132)

0006(426)

0006(269)

-0092(-184)

-0500(-613)-0126(-122)

0039(437)0396(156)

0185(247)

3186(673)控制控制90470479

(2)Dircomp-0061(-158)

-0828(-274)

1452(617)

0405(1973)-0026(-085)0001(047)

0004(278)0004(160)

-0120(-245)

-0549(-624)-0165(-152)

0060(631)0054(020)

0190(247)

2158(390)控制控制89600457

(3)Dsecomp-0001(-003)

-0767(-268)

1428(642)

0368(1961)0026(092)0002(144)

0006(441)

0006(234)

-0081(-166)

-0486(-605)-0050(-047)

0038(401)0321(128)0027(041)

3124(695)控制控制83900418

(4)CEO_change0142(384)

1637(410)

-2051(-633)

0068(324)0053(144)

-0003(-267)-0003(-183)-0004(-134)0038(075)

-0262(-251)-0056(-047)-0006(-054)0290(083)

-0035(-196)

0010(474)

-0249(-2146)

-0096(-269)

-1738(-228)控制控制82530183

(5)Chair_change0356(805)

1450(320)

-1507(-375)0068(257)

0251(452)

-0005(-346)

-0006(-287)-0004(-104)

0131(266)

-0428(-287)-0167(-106)

-0089(-401)-0002(-086)

-0160(-1465)

-0309(-551)

-5719(-998)控制控制83870231

(6)Fee_other0009(244)

-0011(-538)

0012(400)0000(035)-0000(-126)0000(154)

-0036(-367)0002(183)0055(190)

0245(557)控制控制97340129

(7)Fee_manage0006(432)

-0013(-1344)0004(337)

-0000(-255)-0000(-017)

0000(357)

0005(127)

0001(202)0008(059)

0268(1231)控制控制97330233

控股家族的ldquo垂帘听政rdquo与公司财务决策

中国上市公司研究

-- 140

《管理世界》(月刊)2017年第 3期

任董事长的公司相比非家族董事长企业的 ROA

ROEROS均较低列(4)报告了董事长的家族性

质 与 上 市 公 司 被 证 监 会ldquoSTrdquo的 概 率 的 关 系

NF_Chair的系数为正且在 1水平显著表明非家

族董事长公司比家族董事长公司更可能被ldquoSTrdquo即非家族董事长企业在出现亏损的情况下更不容易

扭亏为盈综合结果显示相比于家族董事长企

业非家族董事长公司的绩效较差即前文阐述的

家族与非家族董事长企业财务决策的差异更可能

是控股家族基于自利目标选择的结果服务于控股

股东侵占中小股东利益的动机为控股家族ldquo垂帘

听政rdquo扭曲了公司财务决策提供了进一步的证据

支持

六稳健性检验

为保证本文结论的可信性我们从以下几个方

面进行了稳健性检验包括

(1)参照冯旭南(2012)闵亦杰等(2016)我们

将最终控制人可追溯到自然人或家族且其控股比

例不少于 10的企业定义为家族企业并重新进行

以上检验结果支持前文结论当我们以 20作为

定义家族企业的临界点时结论保持不变

(2)参 照 王 化 成 等(2007)韩 亮 亮 和 李 凯

(2008)以及苏忠秦和黄登仕(2012)等我们在剔

除了 STPT类上市公司后对董事长性质与财务决

策的关系进行重新检验实证回归结果与前文基本

一致借鉴涂瑞和肖作平(2010)我们以剔除了资

产负债率大于 1的公司后的样本作为研究对象结

论与前文一致

(3)为消除行业影响我们以经过行业调整的

投资融资股利支付等各项财务决策变量作为解

释变量对研究假设进行了重新检验结果未有实

质性改变另外我们采用 Tobit模型对创新产出

股利支付关联交易与董事长的家族性质之间的关

系进行重新检验结论与主检验相同

(4)借鉴 Amore 等(2011)我们以董事长变更

作为外生事件采用 Difference-in-Difference(DID)方法检验董事长性质与财务决策的关系为检验

两者关系我们以控制家族不变而董事长发生变更

的企业变更前后各两年的样本作为研究对象其

中实验组为由家族董事长变更为非家族董事长的

企业对照组为董事长一直由控制家族担任的企

业在选择变更样本前我们要求样本企业在关键

变量上不存在数据缺失的情况研究发现DID检

验的实证结果与前文结论基本一致但关键变量系

数的显著性下降104877810486491048667

(5)控股家族尽管可能选择不做董事长但可

能派出家族成员担任 CEO这与本文所界定的ldquo垂

帘听政rdquo有所差异为进一步明确ldquo垂帘听政rdquo的含

义我们将控股家族完全放弃上市公司关键职位

(包括董事长和 CEO)的现象重新定义为ldquo垂帘听

政rdquo并重新检验ldquo垂帘听政rdquo对财务决策的影响结

论保持基本不变

限于篇幅我们没有在文中报告稳健性检验的

结果

七结论

基于诸多中国家族上市公司董事长由非家族

成员担任这一现象本文以 1999~2014年所有 A股

上市家族企业作为研究样本实证检验了董事长是

否为实际控制人家族成员对上市公司财务决策的

影响我们研究发现当家族企业的董事长由与实

际控制人无明确家族关系的人员担任时上市公司

的财务决策明显区别于家族成员担任董事长的企

业具体而言与家族董事长企业相比非家族董

事长企业的资本支出和创新产出较少负债比例较

高债务期限结构较长现金持有较多股利支付的

意愿股利支付率均较低同时非家族董事长企

业的绩效也较差被ldquoSTrdquo的可能性更高进一步的

检验表明在由非家族成员担任董事长的家族企业

中公司治理水平较低主要表现为较严重的控股

股东代理问题包括更多的关联交易和资金占用

等与此同时管理层的代理倾向也较高包括管

理层的薪酬mdash业绩敏感性离职mdash业绩敏感性较

低在职消费较多等综合实证结果表明当实际

控制人家族不担任公司董事长时家族与上市公司

声誉的分离增强了控股股东侵占中小股东利益的

动机公司财务决策成为服务控股股东掏空行为的

重要工具即新兴市场中的家族企业财务决策与控

股股东代理问题相关在考虑了潜在的董事长任

命与公司决策之间的内生性问题及一系列稳健性

检验后本文研究结论保持不变

-- 141

本文从非家族董事长的角度考察了控股家族

与上市公司之间的关系为家族与非家族参与公司

财务决策的差异提供了新的解释既补充了家族企

业财务决策领域的文献丰富了有关控股股东代理

问题的研究也为新兴市场中声誉如何发挥作用提

供了证据同时本文的研究结论也有助于投资者

进一步认识家族企业从表现上看引入职业经理

人固然可以降低控股家族对家族企业的控制提高

管理层的经营能力改善公司绩效然而与非家族

CEO非家族董事不同由家族放弃直接管理权引

入非家族董事长带来的可能是居于ldquo幕后rdquo的控股

股东更强的转移公司资源的动机恶化公司经营情

况因此在评价家族对上市公司可能的影响时

我们应具体分析家族涉入的方式及程度而进一步

结合控股家族的其他特征如家族内部结构股权变

动情况等进行分析也是我们后续研究努力的方向

(作者单位中国人民大学商学院责任编辑

尚增健)

注释

①Allen等(2005)针对中国家族企业创始人或高管的调查显示ldquo提升声誉rdquo是企业上市的重要原因之一而ldquo声誉损失rdquo则被视为是公司失败的主要风险

②以本文样本为参考中国上市家族企业中 CEO由非家族成员担任的比例约为 63这一比例也高于国外家族企业职业经理人的占比

③依据 2015年《中国家族企业传承报告》在其抽样调查的 839家家族控股企业中绝大多数企业仍由第一代创始人管控Xu等(2015)的研究也显示在 2003~2011年间仅有 20的上市家族企业的董事长或CEO由二代担任

④家族企业职业经理人与控制家族反目的事件屡见不鲜其中国美电器就是职业经理人与控制家族斗争的典型例子

⑤2015年《中国家族企业传承报告》显示约 74的企业主年龄介于 40~60 岁之间60 岁以上的家族企业主仅 8左右本文样本也表明实际控制人的平均年龄为 50岁左右

⑥对于控股家族退居ldquo幕后rdquo是否以及怎样影响了企业财务行为我们在后文进行了较为详细的分析

⑦在判定最终控制人时我们采用的上市公司职位级别排序的标准为董事长gtCEO或总经理gt董事gt其他

⑧对此变化的可能解释为 2008~2009年大量中小企业在创业板的上市而这些中小企业的管理权大多仍掌握在企业家或实际控制人手中在剔除中小板创业板公司样本后由非家族成员担任董事长的比例稳定在 42左右

⑨当我们采用以购建固定资产无形资产和其他长期资产支付的现金与处置固定资产无形资产和其他长期资产收回的现金之差除以期初的总资产来衡量公司资本支出水平时实证结果保持不变

⑩研发投入数据存在大量缺失且可能存在失真情况如为避免向竞争对手透露公司战略公司可能未真实披露其RampD数额

104877810486491048659当我们采用剔除了外观设计的专利总申请数授权数或采用 t+3期的专利申请授权数作为创新水平的代理变量

实证结果保持不变104877810486491048660在控制其他可能影响上市公司现金持有水平的因素后

我们发现非家族董事长企业比家族董事长企业的现金持有水平高

104877810486491048661由于篇幅限制此处未报告相关系数的检验结果104877810486491048662参考邓建平和曾勇(2005)考虑自由现金流影响的股利

支付模型我们对董事长性质与上市公司股利政策进行了重新检验结果保持不变

104877810486491048663当我们以上市公司所在地同行业中由非家族成员担任董事长的比例或上市公司所在地其他上市公司中非家族董事长比例作为工具变量时研究结论保持不变

104877810486491048664由于卫生部披露的各省份无偿献血情况仅有 2004年度及 2005年第一季度的数据且地区社会资本水平也较稳定我们以 2004年各省无偿献血率作为样本区间内地区社会资本水平的衡量指标

104877810486491048665参考魏明海等(2013)我们将上市公司的关联交易按交易方向区分为上市公司向关联方购买销售产品等的关联交易后对董事长性质与控股股东私利行为分别进行检验结论基本不变

104877810486491048666依照CSMAR数据库中对关联交易的分类及本文研究目标我们剔除了类别为ldquo合作项目rdquoldquo许可协议rdquoldquo研究与开发成果rdquoldquo关键管理人员报酬rdquo及ldquo其他事项rdquo的关联交易

104877810486491048667关键变量不显著的原因可能是样本数量太少尽管在不同的公司财务决策下满足筛选条件的样本数量不同但在实际控制人家族保持不变的情况下董事长由家族成员变更为非家族成员的变更事件至多 36起而董事长一直由实际控制人或其家族成员担任的变更事件则至多有 35起

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Page 9: Ý6× ì ,º ¸ Nb u D¢.CX×é1 · 2019-03-26 · u "mmfo fu bm u u 9v fu bm u u ! j0Î Ô5Î 5Îi¤ 6d° g+±.îvÕ g u fô*u g.ú æ < ¼ /§ 7 / % u +piotpo fu bm u u u ¯egdô

《管理世界》(月刊)2017年第 3期

族企业发展演变过程中预期的职业经理人参与

率在投资方面样本企业 InvtPatent_APPat

ent_GR的均值分别为 00761204和 1808而在资

本结构方面Leverage和 Debt的均值分别为 437

45说明家族企业的平均负债水平较高其中短

期负债是企业负债的主要组成部分在现金持有

和股利政策上家族企业的平均现金持有水平为

425平均股利支付率为 235其中发放现金股

利的企业占总样本的 631从绩效情况看家族

企业在样本区间内平均的 ROAROEROS 分别为

37675样本企业的绩效表现与其他研究

使用的样本企业相近(Liu et al2015Xu et al2015)从公司股权结构情况看第一大股东持股

(3313)远高于第二至第五大股东的持股比例之

和(2043)作为国外公司股权结构与公司治理的

重要参与者机构投资者在中国家族企业中平均持

股仅为 445

为说明控股家族ldquo垂帘听政rdquo的影响我们进一

步比较了家族董事长企业与非家族董事长企业在

财务决策上的异同如 Panel B所示家族成员董

事长企业 InvtPatent_APPatent_GR的均值分别为

008414392136而非家族成员董事长公司的 In

vtPatent_APPatent_GR 的 均 值 分 别 为 005406120982这就说明由非家族成员担任董事长的

家族企业在资本支出研发方面均显著低于由实际

控制人或其家族成员担任董事长的企业在资本

结构方面非家族成员董事长企业的资产负债率和

长期负债率均显著高于家族成员董事长企业具

体地非家族成员董事长企业 LeverageDebt的均值

(中位数)分别为 0577(0506)0057(0009)而家

族成员董事长企业 Leverage和Debt的均值(中位数)

仅为 0388(0363)0040(0002)从现金持有和股

利方面看相比于由控制家族成员担任董事长的企

业非家族成员董事长企业平均而言更不倾向发放

现金股利股利支付更少其现金持有水平在均值

和中位数上也显著少于家族成员董事长企业104877810486491048660相

似地无论是 ROAROE还是 ROS非家族成员董事

长企业的业绩表现均显著差于由实际控制人家族

成员担任董事长的企业

另外我们也检验了变量之间的相关系数104877810486491048661

结果显示董事长是否为家族成员与各财务决策变

量的相关系数均在 1水平显著且未有任何控制

变量之间的相关系数的绝对值超过 07说明本文

的实证模型并不存在严重的多重共线性问题

四实证检验结果

在本部分我们实证检验了上市公司董事长的

家族身份对公司财务决策的影响包括资本性投资

与创新资本结构现金持有及股利政策等为控

制董事长任命与公司财务决策之间可能存在的内

生性问题我们采用倾向得分匹配法(PSM)及工具

变量法重新检验了董事长性质与各项财务决策的

关系

(一)投资决策

为检验家族与非家族董事长所在公司投资决

策的差异借鉴Guumlner等(2008)Xu等(2013)以及

Custoacutedio和Metzger(2014)我们采用以下实证模型

Invtt =α0 +α1 NF_Chairt +α2 Sizet-1 +α3 BMt-1

+α4 CFt+α5 Leveraget+α6 Faget +α7 TOP1t

+α8 TOP25t +α9 Institutiont +sumIndustry

+sumYear+ε (1)

表 3 主要变量的描述性统计Panel A总样本

VariableNF_Chair

InvtPatent_APPatent_GRLeverageDebtCash

DivdumDivearnROAROEROSSizeBMFageTOP1TOP25

InstitutionBsize

IndependencePanel B分组比较

VariableInvt

Patent_APPatent_GRLeverageDebtCash

DivdumDivearnROAROEROS

N95288646677367739528952895289528952895289528950695289528952895289528952894749471

非家族董事长N

24121924192424882488248824882488248824882473

Mean0054061209820577005702810396014200110048-0047

Mean02610076120418080437004504250631023500370067005021180060723623313020430445185360365

Median00280000000005060009015000000000002600580050

SD0439008214631892034300750598048302870079018503801011022505311434011600573215870058

家族董事长N

62344849484970407040704070407040704070407033

P250

0018000000000225000001070

00000016003200292053004422079225201129001227

0333

Mean00841439213603880040047607140268004600740083

Median00601099239803630002024910000209004700760087

Median0

0050000013860404000302151

01610042007200782109006272485299701933021529

0333Difference

Mean-0030-0827-115401890017-0195-0317-0126-0035-0026-0130

P751

0104239834340575006004711

03560070011601482178007852773423002851067789

0400

Median-0032-1099-239801430007-0099-1000-0209-0021-0018-0037

注分样本平均值差异检验为独立样本 t 检验中位数差异检验使用Wilcoxon检验分别表示在 1510水平上显著

-- 133

其中Invt为公司的资本支出NF_Chair为表征

董事长家族身份的虚拟变量若董事长为非家族成

员NF_Chair取值为 1否则为 0同时我们还控

制了以下因素的可能影响期初的公司规模(Sizet-

1)即期初的总资产的自然对数投资机会(BMt-1)

即期初的总资产账面价值与市场价值之比现金流

量(CFt)即 t期的经营活动产生的现金流量净额除

以期初的总资产其他控制变量包括总资产负债

率(Leverage)公司年龄(Fage)第一大股东持股比

例(TOP1)第二至第五大股东持股比例(TOP25)

机构投资者持股比例(Institution)行业(Industry)和

年度(Year)哑变量为保证研究结论的稳健性所

有检验的标准误差均经过异方差和企业层面的聚

类调整

由于创新活动具有时滞我们采用向后滞后两

期的专利数量衡量公司的创新能力(He and Tian2013Tan et al2015)检验董事长的家族性质对

创新活动影响的模型如下

Patentt+2 =α0 +α1 NF_Chairt +α2 Sizet +α3Leveraget

+α4 BMt +α5 ROAt +α6 Faget +α7 TOP1t +α8 TOP25t

+α9 Institutiont +α10 RampDt +α11PPEt +α12 Invtt

+sumIndustry+sumYear+ε (2)其中Patentt+2分别为专利申请数(Patent_APt+2)

专 利 授 权 数(Patent_GRt + 2) 借 鉴 Fahlenbrach(2009)Custoacutedio 和 Metzger(2014)我们控制了

ROA即资产收益率为净利润除以总资产RampD

即研发投入除以销售收入PPE即固定资产比例

为固定资产净额除以总资产其他控制变量定义

如表 2所示具体实证回归结果见表 4表 4列(1)报告了资本支出的检验结果其中

NF_Chair的系数为负且在 1水平上显著说明相

比于家族董事长企业由非家族成员担任董事长的

企业的资本支出水平显著更低表 4列(2)和(3)分别列示了董事长性质与上市公司专利申请数和

专利授权数的关系从中可以看出非家族董事长

企业与家族董事长企业在研发创新活动上存在明

显差异在所有回归中NF_Chair的系数均显著为

负即无论是在专利申请还是专利授权上非家族

董事长公司的专利产出均比家族董事长企业少创

新水平较低另外当我们以上市公司是否拥有专

利申请(Dum_APt+2)是否拥有专利授权(Dum_GRt+2)

作为公司创新活动强度的替代衡量指标时两类公

司创新水平的差异在以是否拥有专利的虚拟变量

作为被解释变量的模型中仍然存在结果如列(4)和(5)所示实证结果表明家族企业董事长的家

族身份显著影响公司的投资决策从而证明了本文

的假设 1(二)债务融资

为考察家族与非家族董事长企业在债务融资

决策方面的差异我们参考肖作平和廖理(2007)

韩亮亮和李凯(2008)姜付秀和黄继承(2013)以

及 Custoacutedio和Metzger(2014)的模型采用的实证模

型如下

Capitalt=β0 +β1NF_Chairt +β2Sizet +β3BMt

+β4ROAt +β5Faget +β6TOP1t +β7TOP25t

+β8 Institutiont +β9FCFt +β10PPEt +β11Depret

+sumIndustry+sumYear+ε (3)其中Capital 分别为资产负债率(Leverage)和

债务的期限结构(Debt)在控制变量中FCF为每

股自由现金流量即经营现金流量净额减去资本支

出的差除以总股数Depre为固定资产折旧除以总

表 4 投资决策

NF_Chair

Size

Leverage

BM

Fage

TOP1

TOP25

Institution

CF

ROA

RampD

PPE

Invt

Intercept

IndustryYearN

Adj R2

(1)Invt

-0016(-565)0002(122)

-0010(-359)

-0025(-367)

-0024(-728)

0000(469)

0001(475)

0001(696)

0096(773)

0070(212)控制控制84380174

(2)Patent_AP-0273(-415)

0232(546)-0121(-163)-0217(-115)

-0361(-564)0004(168)0005(166)

0021(425)

0970(435)-1007(-040)0224(114)0427(124)

-4647(-534)控制控制67350344

(3)Patent_GR-0333(-375)

0214(401)

-0269(-283)0245(101)

-0484(-603)0000(008)0001(039)

0028(414)

0581(201)-2691(-080)0402(161)

0875(205)

-4339(-395)控制控制67350442

(4)Dum_AP-0339(-405)

0166(322)

-0520(-246)0472(220)

-0488(-609)0003(097)0002(061)

0021(375)

2055(431)-1631(-061)0435(157)

0891(210)

-9045(-881)控制控制66930350

(5)Dum_GR-0238(-244)0116(199)

-0679(-336)

0758(308)

-0630(-568)0000(001)-0002(-061)

0026(373)

0503(126)-4252(-144)0586(202)

1363(278)

-8466(-754)控制控制66930406

注由于创新活动存在时间滞后性列(2)至列(5)的控制变量为 t期因变量则为 t+2 期分别表示在 1510水平上显著括号中的数值为 t值所有检验的标准误差均经过异方差和企业层面的聚类调整

控股家族的ldquo垂帘听政rdquo与公司财务决策

中国上市公司研究

-- 134

《管理世界》(月刊)2017年第 3期

资产其他控制变量定义如表 2 所示若

NF_Chair系数为正表明相比由实际控制人

家族成员担任董事长企业非家族董事长企业

更倾向于采用高负债特别是长期负债实证

检验结果如表 5所示

在表 5中我们提供了董事长性质与上市

公司资本结构关系的实证回归结果其中列

(1)和列(2)回归模型的被解释变量分别为资

产负债率和长期负债率我们发现NF_Chair

的系数在所有回归中均显著为正说明相比

于董事长由实际控制人家族成员担任的企业

非家族董事长企业的负债水平更高债务期限

结构更长也就是说当实际控制人家族不直

接与公司发生联系时控股股东倾向于进行更

多的债务融资尤其是长期债务融资该结果

支持了控股股东可能利用债务融资剥削外部

投资者的观点即在投资者保护较弱的情况

下负债的公司治理作用弱化债务融资成为

服务控股股东掏空行为的工具在非家族董

事长企业中家族与公司声誉的分离使得控股

股东与其他投资者的利益冲突加剧为满足其

私利行为控股股东利用非家族董事长的优势

通过债务融资增加其可控制的资源同时由

于上市公司负有长期债务的还款付息压力比

短期债务小财务困境和破产风险较低长期

负债更能为控股股东转移公司资源提供便利

非家族董事长企业也更偏好长期的债务融

资由此本文的假设 2a和 2b得以验证

(三)现金持有与股利支付

为考察董事长的家族身份对上市公司现金

持有政策的影响我们参考Opler等(1999)王

福胜和宋海旭(2012)以及姜彭等(2015)采

用以下模型检验家族与非家族董事长企业现

金持有水平的差异情况

Casht=γ0+γ1 NF_Chairt +γ2Sizet +γ3BMt

+γ4Divdumt +γ5ROEt +γ6Faget +γ7TOP1t

+γ8TOP25t +γ9Institutiont +γ10CFt +γ11Invtt

+γ12Leveraget +γ13Debtt +γ14Wcapitalt

+γ15Wcapitalt +sumIndustry+sumYear+ε (4)其中Cash为公司的现金持有水平CFIn

vt分别为经净资产调整的经营现金流量净额和

资本支出Wcapital为营运资本与现金及其等价物之差

除以净资产Wcapital为Wcapital的变化量其他控制

变量定义如表 2所示

另外借鉴雷光勇等(2015)和魏志华等(2012)104877810486491048662我

们检验了家族与非家族董事长企业在股利政策方面的

不同本文采用的股利支付模型如下

Dividendt=γ0+γ1NF_Chairt +γ2Sizet +γ3 Leveraget

+γ4BMt +γ5ROEt +γ6CFt +γ7Casht +γ8Invtt +γ9 Faget

+γ10PPEt +γ11TOP1t +γ12TOP25t +γ13Institutiont

+γ14SEOt+sumIndustry+sumYear+ε (5)其中Dividend分别为是否支付现金股利(Divdum)

股利支付率(Divearn)在控制变量中CFCashInvt分

别为经总资产调整的经营现金流量净额现金持有水平

和资本支出SEO为公司是否满足法定再融资条件的虚

拟变量若权益收益率介于[67]之间则 SEO取值为

1否则为 0其他控

制变量定义如表 2 所

示具体实证回归结

果见表 6表 6 报告了董事

长的家族身份对公司

表 5 资本结构

注分别表示在1510水平上显著括号中的数值为 t 值所有检验的标准误差均经过异方差和企业层面的聚类调整

NF_Chair

Size

BM

Fage

TOP1

TOP25

Institution

ROA

PPE

Depre

FCF

Intercept

IndustryYearN

Adj R2

(1)Leverage0043(279)

0061(682)

-0324(-867)

0091(756)-0000(-024)-0001(-156)

-0002(-201)

-1675(-1314)-0021(-023)2474(252)

-0025(-579)

-0768(-382)控制控制94840346

(2)Debt

0009(272)

0026(1568)-0003(-035)

0014(605)-0000(-033)-0000(-196)0000(111)

-0068(-512)

0111(708)

-0458(-350)

-0013(-978)

-0552(-1403)控制控制94830300

表 6 现金持有与股利支付

NF_Chair

Size

Leverage

BM

ROE

Fage

TOP1

TOP25

Institution

CF

Invt

Cash

PPE

SEO

Wcapital

Wcapital

Debt

Divdum

Intercept

IndustryYearN

Adj R2

(1)Cash0029(186)

-0072(-717)

-0237(-782)

0130(310)

-0035(-165)-0031(-167)

0002(348)

0003(419)-0001(-115)

1254(1194)

0523(577)

0237(409)0120(182)

-0211(-288)

0049(409)

1225(562)控制控制86430346

(2)Divdum

-0373(-631)

0417(1110)

-2228(-1441)0711(447)

2634(1237)

-0294(-497)0005(241)

0007(274)

0026(587)

1588(640)

1543(441)

0952(507)

-0419(-203)0149(220)

-9891(-1032)控制控制95070345

(3)Divearn

-0038(-378)0008(148)

-0075(-628)

0118(439)

0066(728)

-0032(-345)

0001(402)

0002(369)0000(005)

0202(516)0021(035)

0316(1075)

0099(304)0000(002)

-0313(-258)控制控制95070173

注分别表示在 1510水平上显著括号中的数值为 t值所有检验的标准误差均经过异方差和企业层面的聚类调整

-- 135

现金持有和股利政策影响的实证结果由表 6列

(1)可知NF_Chair的系数显著为正说明由非家族

成员担任董事长的企业的现金持有水平高于实际

控制人家族担任董事长的企业列(2)~(4)则报告

了董事长性质与上市公司股利支付的关系被解释

变量分别为是否支付股利股利支付率在这两

个模型中NF_Chair的系数均为负且至少在 1水

平上显著说明非家族董事长企业的支付股利意

愿股利支付率均明显比家族董事长企业低表 6的实证结果与非家族董事长企业控股股东代理问

题较严重的解释一致即当实际控制人或其家族成

员不担任董事长时控股股东侵占其他股东利益的

动机增强为方便其关联交易资金侵占等掏空行

为上市公司将持有更多的现金发放更少的股

利因此本文的假设 3和假设 4得以验证

以上分析表明家族企业董事长的家族性质显

著影响上市公司的财务决策具体地与家族董事

长企业相比非家族董事长企业的资本支出创新活

动较少债务融资较多债务期限结构较长现金持

有水平较高股利支付意愿水平均较低我们的实

证结果一致支持了家族声誉的解释即在由非家族

成员担任董事长的情况下家族与公司声誉的分离

导致控股家族具有较强的掠夺外部投资者的动机

从而促使其采取有利于其私有收益的财务决策

(四)内生性检验

在考察管理层的性质对上市公司的影响时已

有研究表明家族企业中管理层的任命与公司的表

现存在内生性问题(Bennedsen et al2007Cucculelli and Micucci2008Fahlenbrach2009)具体而

言当实际控制人家族预示到未来可能发生的业绩

下滑或经营不善时为保护家族声誉家族企业将

任命控制家族以外的职业经理人担任上市公司要

职如CEO等同样地家族企业董事长的任命与公

司财务决策之间也可能存在着内生性影响当公

司的财务决策可能导致更高的财务困境或经营困

难时实际控制家族参与企业管理的动机削弱在

处于不同生命周期阶段的家族企业中控股股东对

职业经理人的需求也存在差异为消除董事长性

质与公司财务决策之间的内生性问题我们采用倾

向得分匹配(Propensity Score MatchingPSM)法和

工具变量法对两者关系进行检验

1倾向得分匹配法

倾向得分匹配方法是解决潜在的内生性问题

的常用方法之一(Imbens and Wooldridge2009)

我们首先对董事长的家族性质与可能影响管理层

任命的因素进行 Probit回归计算样本企业的倾向

得分其次根据不同配对原则我们构建了与非家

族董事长企业具有相近特征的家族董事长企业控

制组样本通过比较这两组样本在公司行为上的

差异我们就可以清楚地看出董事长家族属性对财

务决策的影响为较好地控制样本企业在除董事

长家族身份外其他公司特征的差异我们以各财务

决策模型中的控制变量作为配对变量当然我们

也考虑年度和行业的影响在主检验中我们采用

1∶2的最近邻匹配方法构建实验组和控制组样本

同时为保证检验结果的稳健性我们还采用了 1∶1或 1∶3最近邻匹配核匹配半径匹配及重复抽样

等多种配对方法(Bae et al2011Jameson et al2014)

表 7报告了倾向得分匹配方法的检验结果由

表 7 倾向得分匹配(PSM)结果

注分别表示在 1510水平上显著括号中的数值为 t值在重复抽样检验中括号中的数值为 z值

Panel A最近邻匹配(12)Variable

Invt

Patent_AP

Patent_GR

Leverage

Debt

Cash

Divdum

Divearn

Panel B其他配对方法Variable

Invt

Patent_AP

Patent_GR

Leverage

Debt

Cash

Divdum

Divearn

SampleUnmatchedMatched

UnmatchedMatched

UnmatchedMatched

UnmatchedMatched

UnmatchedMatched

UnmatchedMatched

UnmatchedMatched

UnmatchedMatched11匹配-0016(-1038)

-0316(-1088)

-0410(-1071)0077(812)

0006(327)0012(132)

-0120(-1192)

-0048(-910)

NF_Chair=10054005406190619099409940570057000570057025902590399039901430143

13匹配-0015(-611)

-0206(-432)

-0232(-370)

0054(468)

0008(322)0023(176)

-0082(-547)

-0033(-393)

NF_Chair=00081006814420802214112120387051700400051038102360714047802680173核匹配

-0015(-728)

-0219(-512)

-0245(-442)

0055(520)

0008(354)0025(194)

-0091(-708)

-0035(-480)

Difference-0027-0014-0823-0183-1147-02180183005300170007-01220023

-0316-0079-0125-003半径匹配-0018(-643)

-0257(-411)

-0332(-406)

0052(483)

0009(308)0020(126)

-0107(-629)

-0042(-427)

T-stat-1442-565-2146-370-2325-3322402441966254

-1064178

-2923-506-1894-336

重复抽样-0014(-485)

-0183(-508)

-0218(-365)053(342)

0007(227)

0023(244)

-0079(-579)

-0030(-369)

控股家族的ldquo垂帘听政rdquo与公司财务决策

中国上市公司研究

-- 136

《管理世界》(月刊)2017年第 3期

Panel A可知非家族成员董事长与家族成员董事

长企业的投资融资股利政策不仅在配对前明显

不同在控制公司除董事长家族属性外的其他特征

差异后该差异仍然显著存在且与前文实证回归

结果一致具体而言与由实际控制人家族担任董

事长的企业相比非家族成员担任董事长的企业的

资本支出较少以专利申请专利授权量衡量的创

新产出水平较低负债比例较高债务期限结构较

长现金持有较多股利支付的意愿股利支付率均

较低Panel B列示了采用其他配对方法的财务决

策差异检验结果结论与 Panel A 一致在此不再

赘述

2工具变量法

为解决董事长任命与财务决策之间的内生性

问题我们还使用工具变量法检验两者的关系

由于本文的内生变量 NF_Chair 为二元变量我们

采用扩展的 Heckman 两阶段模型即处理效应模型

(Treatment Effect Model)进 行 检 验(Heckman1979)依据本文的研究问题有效的工具变量需

满足两个条件(1)工具变量与上市公司家族董事

长的任命相关即相关性(2)工具变

量与公司财务决策无关只能通过上

市公司董事长的家族性质影响公司

的财务决策即外生性本文采用各

省的无偿献血率及婚姻状况作为上

市公司董事长是否为家族成员的工

具变量104877810486491048663

控股家族是否担任上市公司董事

长受家族拥有的社会资本和家族关系

的影响当控股家族的社会资本越

高如拥有政治关联行业商会身份

等家族为上市公司带来的资源越多

收益越高相比非家族董事长由家族

成员延续公司经营管理更有利于保

存发挥家族社会资本的作用(Xu etal2015)即控股家族拥有的社会

资本越多任用家族董事长的可能性

越高由于无偿献血率反映了地区的

社会资本水平(Guiso et al2004)对

上市公司董事长的选择产生作用而

无偿献血率又不受公司财务决策的影

响(潘越等2009)因此无偿献血率(VBD)是董事

长家族性质的有效工具变量各省的无偿献血数

据来源自卫生部官方网站104877810486491048664家族观念的强弱也会

影响控股家族成员担任上市公司董事长的意愿

当控股家族关系越紧密时家族凝聚力越强由家

族成员担任家族企业董事长的可能性越高地区

水平的婚姻状况反映了人们对家族关系的态度

(Chahine and Goergen2013)从而影响了家族企业

董事长的选择同时地区水平的婚姻状况与上市

公司财务决策也不存在相关关系因此我们选用

地区婚姻状况(Marriage)作为董事长家族性质的工

具变量具体地我们以地区每万人登记结婚件数

与离婚办理件数的自然对数之差衡量地区的家庭

关系强度该数值越大表明地区家庭关系越紧

密地区婚姻状况数据来源于各年《中国民政统计

年鉴》我们预期当地区无偿献血率越高家族关

系越紧密控股家族担任董事长的可能性越高非

家族董事长概率越低即 VBD 和 Marriage 均与

NF_Chair负相关

表 8列示了工具变量法的回归结果在第一阶

表 8 Heckman两阶段回归结果

注分别表示在 1510水平上显著括号中的数值为 t值所有检验的标准误差均经过异方差和企业层面的聚类调整

NF_Chair

Lambda

Size

BM

Leverage

ROA

ROE

Fage

TOP1

TOP25

Institution

Intercept

工具变量

VBD

Marriage

ControlsIndustryYearN

Adj R2

(1)Invt

-0061(-277)0027(208)0001(074)

-0034(-430)-0004(-117)

-0018(-417)

0000(281)

0000(207)

0001(707)

0143(385)

-0275(-213)

-0319(-711)控制控制控制84380175

(2)Patent_AP-1405(-354)

0675(291)

0222(526)

-0464(-222)-0027(-032)0501(188)

-0254(-346)0001(041)-0001(-019)

0023(454)

-4034(-457)

-0301(-236)

-0333(-756)控制控制控制67350347

(3)Patent_GR-1983(-383)

0984(327)

0200(376)-0114(-043)-0132(-124)-0102(-029)

-0327(-356)-0004(-116)-0006(-139)

0031(446)

-3446(-306)

-0301(-236)

-0333(-756)控制控制控制67350445

(4)Leverage0067(076)-0014(-028)

0061(690)

-0319(-765)

-1660(-1193)

0089(563)-0000(-010)-0001(-128)

-0002(-205)

-0780(-397)

-0315(-248)

-0316(-719)控制控制控制94840346

(5)Debt

-0018(-085)0016(133)

0026(1565)-0009(-094)

-0084(-429)

0017(530)-0000(-087)

-0000(-243)0000(121)

-0539(-1347)-0315(-248)

-0316(-719)控制控制控制94830300

(6)Cash

0624(488)

-0353(-463)

-0062(-612)

0222(480)

-0285(-909)

-0020(-093)

-0083(-397)

0003(501)

0005(585)

-0003(-244)

0728(296)-0206(-159)

-0329(-727)控制控制控制86430352

(7)Divdum

-1399(-316)0607(236)

0406(1069)

0513(297)

-2152(-1351)

2597(1203)

-0190(-255)0002(088)0002(057)

0028(623)

-9321(-957)

-0301(-236)

-0326(-743)控制控制控制95070346

(8)Divearn-0151(-225)0066(170)0007(118)

0095(329)

-0062(-436)

0057(547)

-0021(-189)

0001(286)

0001(204)0000(024)

-0242(-187)

-0301(-236)

-0326(-743)控制控制控制95070174

-- 137

段 回 归 中 我 们 以 董 事 长 是 否 为 非 家 族 成 员

(NF_Chair)作为因变量对工具变量及主检验模型中

的控制变量进行 Probit回归受篇幅限制我们仅报

告了工具变量的回归结果由表 8可知VBD与Mar

riage的系数均为显著为负与预期相符说明无偿献

血率和地区婚姻状况是董事长家族性质的有效工具

变量在第二阶段中我们将第一阶段 Probit回归得

到的逆米尔斯比率(Lambda)加入到主检验模型中并

考察董事长性质对公司财务决策的影响我们发现

Lambda的系数在除资本结构外的所有模型中均十分

显著这就表明我们在分析董事长性质与财务决策的

关系时考虑内生性问题的必要性同时除负债率和

期限结构模型中NF_Chair系数的显著性有所下降外

NF_Chair的系数均至少在 5水平显著系数符号也

与主检验的回归结果一致表明控股家族是否担任董

事长显著影响了上市公司的财务决策选择

综合倾向得分匹配法与工具变量法的实证结果

表明在控制了潜在的内生性问题后董事长性质与

公司财务决策的关系不变也即我们的结论具有稳健

性非家族董事长企业与家族董事长企业之间的财务

决策存在显著差异具体而言相比家族董事长企

业非家族董事长企业的投资创新较少负债率较

高债务期限结构较长现金持有较多股利支付意

愿支付率均较低

五进一步研究控股家族ldquo垂帘听

政rdquo对公司治理及公司绩效的影响

本文以上研究发现可以被解释为控股家族的财

务保守行为(除负债率高这一结果之外)而不是我们

分析的因为家族声誉与上市公司声誉的分离使得控

股家族有更强的掏空动机所致在此部分为验证控

股家族ldquo垂帘听政rdquo对家族企业财务行为的影响主要

服务于控股家族的私有利益我们检验了控股家族

ldquo垂帘听政rdquo对公司代理问题产生的影响首先我们

考察了当实际控制人家族成员不担任董事长时控股

股东是否有更多的剥夺中小股东利益的行为其次

我们检验了控股股东较强的掏空动机是否会影响上

市公司的第一类代理问题并以此说明控股股东是否

会与管理层合谋来实现其ldquo隧道rdquo行为此外我们还

检验了董事长的家族身份对公司绩效的影响为控股

家族ldquo垂帘听政rdquo对公司所产生的不良经济后果提供

进一步的证据支持

(一)非家族成员董事长与控股股东私利

行为

为验证非家族董事长公司是否比家族董事

长公司存在更严重的控股股东代理问题借鉴已

有研究我们从两方面衡量控股股东的私利行

为资金占用程度(OREC)即其他应收款净额除

以总资产(Jiang et al2010Liu et al2015Xuet al2015)关联交易情况包括上市公司总关

联交易额占总资产的比例(RPT)关联交易次数

的自然对数 104877810486491048665(NRPT)(Cheung et al2006Jianand Wong2010Peng et al2011Liu et al2015)在检验控股股东掏空行为的模型中除

关键变量 NF_Chair外我们控制了公司规模资

产负债率资产收益率总资产的账市比公司年

龄第一大股东持股比例等公司特征变量及行

业年度固定效应回归结果如表 9所示

列(1)~(3)的结果表明NF_Chair的系数均

显著为正即相对于由实际控制人家族担任董事

长的企业非家族成员担任董事长的公司中控股

表 9 控股股东的私利行为

注分别表示在 1510水平上显著括号中的数值为 t值所有检验的标准误差均经过异方差和企业层面的聚类调整

NF_Chair

Size

Leverage

ROA

BM

Fage

TOP1

TOP25

PPE

Bsize

Independence

Institution

Intercept

IndustryYearN

Adj R2

(1)OREC

0008(290)

-0006(-347)

0052(574)

-0191(-800)

-0031(-449)

0008(463)0000(009)

0000(217)

-0069(-662)-0001(-136)-0024(-119)

-0000(-268)

0281(671)控制控制94720370

(2)RPT

0043(260)0007(069)

0387(725)-0039(-030)

-0123(-287)0039(228)

0002(333)-0001(-089)0016(029)0002(059)-0013(-011)-0002(-191)-0256(-125)控制控制94720139

(3)NRPT0073(168)

0513(2150)

0639(941)-0174(-085)-0111(-101)0063(152)0003(169)

-0008(-476)

0537(390)0019(152)-0379(-111)0001(043)

-9705(-1831)控制控制94720329

(4)RPT_limit0042(256)0007(073)

0388(736)-0028(-022)

-0117(-276)0038(225)

0002(322)-0001(-096)0017(032)0003(063)-0013(-011)-0002(-188)-0293(-143)控制控制94720140

(5)NRPT_limit

0086(191)

0531(2153)

0702(982)-0219(-103)-0082(-071)0080(187)0002(138)

-0009(-508)

0568(404)0016(125)-0421(-120)0001(048)

-10218(-1824)控制控制94720333

控股家族的ldquo垂帘听政rdquo与公司财务决策

中国上市公司研究

-- 138

《管理世界》(月刊)2017年第 3期

股东与中小股东的利益冲突更加严重控股股东侵

占上市公司资金通过关联交易转移公司资源的私

利行为更多当实际控制人或其家族成员不担任

董事长时家族与上市公司的关系较为松散家族

声誉与上市公司声誉的分离导致控股股东的掏空

动机增加一方面为满足其掏空需求控股股东

倾向于将更多的资源保留在公司内部如减少长期

投资提高负债比率延长债务期限持有更多的现

金减少发放股利等另一方面控股股东的机会主

义行为也减少了可用于投资创新活动的资金从

而导致非家族董事长企业的资本支出和专利数量

均较少另外由于部分关联交易可能是公司经营

所需或是服务于公司发展目标而进行的正常交易

活动借鉴姜付秀等(2015)我们在剔除部分可能

存在噪音的关联交易类别后重新检验了董事长性

质 与 关 联 交 易 额(RPT_limit)关 联 交 易 次 数

(NRPT_limit)的关系104877810486491048666列(4)和列(5)报告了该部

分的回归结果与以总关联交易作为被解释变量

的回归模型检验结果一致NF_Chair的系数均显著

为正即相比家族董事长企业非家族董事长企业

与其关联公司有更多的非正常交易潜在的控股股

东私利行为更加严重

(二)非家族成员董事长与管理层代理问题

尽管股东与经理人之间的利益冲突在股权高

度集中的家族企业中较不突出然而在控股股东

不同的掏空动机下家族与非家族董事长企业中的

第一类代理问题可能存在差别当上市公司董事

长由非家族成员担任时控股家族具有较强的攫取

控制权私利的动机而大股东的掏空行为将影响公

司的业绩在以业绩为参照的薪酬体制下大股东

的私利行为将受到管理层的抵制(Wang and Xiao2011)同时因大股东的掏空行为引致的公司负

面报道或业绩不善将损害管理层的声誉(Dyck etal2008)基于自身社会声誉及职业生涯的考虑

管理层将倾向于不配合控股股东的掏空决策因

此为更易实施其机会主义行为疏通其转移资源

的ldquo隧道rdquo控股股东可能会采取联合管理层的方式

侵占中小股东的利益(Burkart et al2003)如降低

薪酬业绩敏感性和离职业绩敏感性增加在职消费

等(苏冬蔚熊家财2013)也即相比于家族董事

长企业非家族董事长公司的控股股东可能会增加

对管理层的激励包括削弱管理层薪酬与业绩的关

联度提高管理层的职位稳定性允许更高的在职

消费等弥补管理层可能的声誉损失

同时由于实际控制人通过任命管理层能够轻

易地获取私利(唐跃军左晶晶2014)中国家族企

业的董事长常与控股股东存在关联(La Porta et al1999Mullins and Schoar2016)董事长的这一特征

为控股家族实现与管理层的合谋提供了可能另

外当上市公司具有较严重的第二类代理问题时

公司的绩效不能很好地反映管理层的努力程度和

能力水平由于缺乏明确的评价管理层表现的标

准管理层的薪酬任职与业绩的关系也较弱(Caoet al2011Wang and Xiao2011)对此我们检验

了董事长性质与管理层薪酬-业绩敏感性离职-业绩敏感性之间的关系即家族与上市公司声誉的分

离在提高控股股东私利行为的同时是否也会恶化

家族企业内的第一类代理问题

表 10列(1)~(3)分别报告了高管董事管理

层薪酬mdash业绩敏感性的回归结果在实证模型中

我们分别采用薪酬最高的前 3名高管董事董监高

的平均薪酬的自然对数作为因变量并控制了高

管董事会管理层的持股比例以及如公司规模等

公司特征变量由表 10 可知检验的关键变量

NF_Chair与 ROA的交叉项在所有薪酬模型中均显

著为负表明相比于家族董事长企业由非家族成

员担任董事长的家族企业中管理层的薪酬mdash业绩

敏感性较低其次我们考察了两类企业中 CEO

董事长的离职mdash业绩敏感性的差异在列(4)和列

(5)显示的 Probit 回归模型中被解释变量分别为

CEO或董事长是否发生变更的哑变量控制变量除

公司规模等特征变量外还包括 CEO或董事长的学

历年龄及任期等可以看出核心变量 NF_Chair

与ROA的交叉项在变更模型中均为正且在 1水平

上显著这就说明在非家族董事长企业中CEO和

董事长因公司业绩表现不佳而发生更替的可能性

较小其离职mdash业绩敏感性比家族董事长企业显著

较低在剔除了董事长与 CEOldquo二职合一rdquo的样本

后回归结果保持不变最后我们也检验了董事

长的家族性质与管理层在职消费之间的关系其中

管理层的在职消费情况用企业支付其他与经营活

动有关的现金与总资产的比例管理费用与总资产

-- 139

的比例进行衡量如列(6)和列(7)所示NF_Chair

的系数显著为正说明与家族董事长企业相比非

家族董事长企业中管理层的在职消费更高以上

结果表明在实际控制人家族不担任上市公司董事

长的家族企业中不仅控股股东具有较多的掏空行

为经理人的代理问题也更加严重即家族声誉与

上市公司声誉的分离恶化了上市公司的治理水平

管理层可能与控股股东合谋而为其机会主义行为

提供便利

(三)非家族成员董事长与公司绩效

与董事长性质相对应的公司的财务决策一方

面可能是实际控制人攫取其个人私利的手段从而

损害了公司的业绩表现另一方面家族与非家族

董事长企业财务决策的差异可能适应了公司发展

需要对公司有利因此考察控股家族是否担任

董事长对上市公司绩效的影响将有助于我们更好

地判别上市公司财务决策背后的动机为检验董

事长的家族身份对业绩的影响我们从 3个方面衡

量公司的会计绩效包括资产收益率(ROA)权益

收益率(ROE)销售利润率(ROS)另外由于中国

企业很少破产我们也将企业是否被证监会ldquoSTrdquo或ldquoPTrdquo视为经营不善的极端情况采用以公司股票是

否被特殊处理的二元变量(ST)作为因变量的Probit

模型比较了家族与非家族董事长企业在绩效表现

上 的 差 异 除 董 事 长 是 否 为 非 家 族 成 员

(NF_Chair)这一关键变量外我们在实证模型中也

控制了可能影响公司绩效的因素如公

司规模负债率等公司特征变量及董事

会规模独立董事占比等公司治理变

量实证结果如表 11所示

表 11 列示了董事长的家族身份与

公司绩效的关系的检验结果由列(1)~(3)可以看出NF_Chair 的系数均显著

为负说明与由实际控制人家族成员担

表 11 公司绩效

注分别表示在 1510水平上显著括号中的数值为 t值所有检验的标准误差均经过异方差和企业层面的聚类调整

NF_Chair

Size

Leverage

BM

PPE

Invt

Fage

TOP1

TOP25

Institution

Bsize

Independence

Intercept

IndustryYearN

Adj R2

(1)ROA

-0011(-438)

0020(1276)

-0102(-1368)

-0081(-1313)

-0043(-464)

0043(284)0003(132)

0001(841)

0001(557)

0001(595)

0002(225)-0007(-034)

-0319(-827)控制控制85960326

(2)ROE

-0018(-281)

0033(1065)

0033(310)

-0182(-1307)

-0076(-306)0051(123)0002(037)

0002(1018)

0002(823)

0002(453)-0001(-027)-0041(-075)

-0555(-782)控制控制85960068

(3)ROS

-0031(-247)

0067(961)

-0470(-1166)

-0099(-386)-0084(-193)0158(213)0014(174)

0001(397)

0001(241)

0002(218)0005(122)0021(020)

-1411(-334)控制控制85770228

(4)ST

0294(362)

-0624(-1027)1597(800)0279(108)

0606(199)

-4419(-384)

0538(453)-0001(-019)-0005(-122)

-0019(-252)0024(096)0758(101)

5425(436)控制控制85810477

表 10 薪酬及离职业绩敏感性在职消费

注Ownership在列(1)~(3)中分别为高管董事管理层的持股比例Education与 Tenure分别表示 CEO或董事长的学历任期Duality表示董事长与 CEO是否二职合一若董事长与 CEO为同一人则取值为 1否则为 0在列(4)和(5)中公司绩效 ROA为上一期的资产收益率在列(6)和(7)中PPE为固定资产与存货净额之和除以总资产分别表示在 1510水平上显著括号中的数值为 t值所有检验的标准误差均经过异方差和企业层面的聚类调整

NF_Chair

NF_ChairtimesROA

ROA

Size

Fage

TOP1

TOP25

Institution

Leverage

BM

PPE

Bsize

Independence

Ownership

Education

Age

Tenure

Duality

InterceptIndustryYearN

Adj R2

(1)Execomp-0023(-067)

-0773(-286)

1415(651)

0362(1902)0010(035)0001(132)

0006(426)

0006(269)

-0092(-184)

-0500(-613)-0126(-122)

0039(437)0396(156)

0185(247)

3186(673)控制控制90470479

(2)Dircomp-0061(-158)

-0828(-274)

1452(617)

0405(1973)-0026(-085)0001(047)

0004(278)0004(160)

-0120(-245)

-0549(-624)-0165(-152)

0060(631)0054(020)

0190(247)

2158(390)控制控制89600457

(3)Dsecomp-0001(-003)

-0767(-268)

1428(642)

0368(1961)0026(092)0002(144)

0006(441)

0006(234)

-0081(-166)

-0486(-605)-0050(-047)

0038(401)0321(128)0027(041)

3124(695)控制控制83900418

(4)CEO_change0142(384)

1637(410)

-2051(-633)

0068(324)0053(144)

-0003(-267)-0003(-183)-0004(-134)0038(075)

-0262(-251)-0056(-047)-0006(-054)0290(083)

-0035(-196)

0010(474)

-0249(-2146)

-0096(-269)

-1738(-228)控制控制82530183

(5)Chair_change0356(805)

1450(320)

-1507(-375)0068(257)

0251(452)

-0005(-346)

-0006(-287)-0004(-104)

0131(266)

-0428(-287)-0167(-106)

-0089(-401)-0002(-086)

-0160(-1465)

-0309(-551)

-5719(-998)控制控制83870231

(6)Fee_other0009(244)

-0011(-538)

0012(400)0000(035)-0000(-126)0000(154)

-0036(-367)0002(183)0055(190)

0245(557)控制控制97340129

(7)Fee_manage0006(432)

-0013(-1344)0004(337)

-0000(-255)-0000(-017)

0000(357)

0005(127)

0001(202)0008(059)

0268(1231)控制控制97330233

控股家族的ldquo垂帘听政rdquo与公司财务决策

中国上市公司研究

-- 140

《管理世界》(月刊)2017年第 3期

任董事长的公司相比非家族董事长企业的 ROA

ROEROS均较低列(4)报告了董事长的家族性

质 与 上 市 公 司 被 证 监 会ldquoSTrdquo的 概 率 的 关 系

NF_Chair的系数为正且在 1水平显著表明非家

族董事长公司比家族董事长公司更可能被ldquoSTrdquo即非家族董事长企业在出现亏损的情况下更不容易

扭亏为盈综合结果显示相比于家族董事长企

业非家族董事长公司的绩效较差即前文阐述的

家族与非家族董事长企业财务决策的差异更可能

是控股家族基于自利目标选择的结果服务于控股

股东侵占中小股东利益的动机为控股家族ldquo垂帘

听政rdquo扭曲了公司财务决策提供了进一步的证据

支持

六稳健性检验

为保证本文结论的可信性我们从以下几个方

面进行了稳健性检验包括

(1)参照冯旭南(2012)闵亦杰等(2016)我们

将最终控制人可追溯到自然人或家族且其控股比

例不少于 10的企业定义为家族企业并重新进行

以上检验结果支持前文结论当我们以 20作为

定义家族企业的临界点时结论保持不变

(2)参 照 王 化 成 等(2007)韩 亮 亮 和 李 凯

(2008)以及苏忠秦和黄登仕(2012)等我们在剔

除了 STPT类上市公司后对董事长性质与财务决

策的关系进行重新检验实证回归结果与前文基本

一致借鉴涂瑞和肖作平(2010)我们以剔除了资

产负债率大于 1的公司后的样本作为研究对象结

论与前文一致

(3)为消除行业影响我们以经过行业调整的

投资融资股利支付等各项财务决策变量作为解

释变量对研究假设进行了重新检验结果未有实

质性改变另外我们采用 Tobit模型对创新产出

股利支付关联交易与董事长的家族性质之间的关

系进行重新检验结论与主检验相同

(4)借鉴 Amore 等(2011)我们以董事长变更

作为外生事件采用 Difference-in-Difference(DID)方法检验董事长性质与财务决策的关系为检验

两者关系我们以控制家族不变而董事长发生变更

的企业变更前后各两年的样本作为研究对象其

中实验组为由家族董事长变更为非家族董事长的

企业对照组为董事长一直由控制家族担任的企

业在选择变更样本前我们要求样本企业在关键

变量上不存在数据缺失的情况研究发现DID检

验的实证结果与前文结论基本一致但关键变量系

数的显著性下降104877810486491048667

(5)控股家族尽管可能选择不做董事长但可

能派出家族成员担任 CEO这与本文所界定的ldquo垂

帘听政rdquo有所差异为进一步明确ldquo垂帘听政rdquo的含

义我们将控股家族完全放弃上市公司关键职位

(包括董事长和 CEO)的现象重新定义为ldquo垂帘听

政rdquo并重新检验ldquo垂帘听政rdquo对财务决策的影响结

论保持基本不变

限于篇幅我们没有在文中报告稳健性检验的

结果

七结论

基于诸多中国家族上市公司董事长由非家族

成员担任这一现象本文以 1999~2014年所有 A股

上市家族企业作为研究样本实证检验了董事长是

否为实际控制人家族成员对上市公司财务决策的

影响我们研究发现当家族企业的董事长由与实

际控制人无明确家族关系的人员担任时上市公司

的财务决策明显区别于家族成员担任董事长的企

业具体而言与家族董事长企业相比非家族董

事长企业的资本支出和创新产出较少负债比例较

高债务期限结构较长现金持有较多股利支付的

意愿股利支付率均较低同时非家族董事长企

业的绩效也较差被ldquoSTrdquo的可能性更高进一步的

检验表明在由非家族成员担任董事长的家族企业

中公司治理水平较低主要表现为较严重的控股

股东代理问题包括更多的关联交易和资金占用

等与此同时管理层的代理倾向也较高包括管

理层的薪酬mdash业绩敏感性离职mdash业绩敏感性较

低在职消费较多等综合实证结果表明当实际

控制人家族不担任公司董事长时家族与上市公司

声誉的分离增强了控股股东侵占中小股东利益的

动机公司财务决策成为服务控股股东掏空行为的

重要工具即新兴市场中的家族企业财务决策与控

股股东代理问题相关在考虑了潜在的董事长任

命与公司决策之间的内生性问题及一系列稳健性

检验后本文研究结论保持不变

-- 141

本文从非家族董事长的角度考察了控股家族

与上市公司之间的关系为家族与非家族参与公司

财务决策的差异提供了新的解释既补充了家族企

业财务决策领域的文献丰富了有关控股股东代理

问题的研究也为新兴市场中声誉如何发挥作用提

供了证据同时本文的研究结论也有助于投资者

进一步认识家族企业从表现上看引入职业经理

人固然可以降低控股家族对家族企业的控制提高

管理层的经营能力改善公司绩效然而与非家族

CEO非家族董事不同由家族放弃直接管理权引

入非家族董事长带来的可能是居于ldquo幕后rdquo的控股

股东更强的转移公司资源的动机恶化公司经营情

况因此在评价家族对上市公司可能的影响时

我们应具体分析家族涉入的方式及程度而进一步

结合控股家族的其他特征如家族内部结构股权变

动情况等进行分析也是我们后续研究努力的方向

(作者单位中国人民大学商学院责任编辑

尚增健)

注释

①Allen等(2005)针对中国家族企业创始人或高管的调查显示ldquo提升声誉rdquo是企业上市的重要原因之一而ldquo声誉损失rdquo则被视为是公司失败的主要风险

②以本文样本为参考中国上市家族企业中 CEO由非家族成员担任的比例约为 63这一比例也高于国外家族企业职业经理人的占比

③依据 2015年《中国家族企业传承报告》在其抽样调查的 839家家族控股企业中绝大多数企业仍由第一代创始人管控Xu等(2015)的研究也显示在 2003~2011年间仅有 20的上市家族企业的董事长或CEO由二代担任

④家族企业职业经理人与控制家族反目的事件屡见不鲜其中国美电器就是职业经理人与控制家族斗争的典型例子

⑤2015年《中国家族企业传承报告》显示约 74的企业主年龄介于 40~60 岁之间60 岁以上的家族企业主仅 8左右本文样本也表明实际控制人的平均年龄为 50岁左右

⑥对于控股家族退居ldquo幕后rdquo是否以及怎样影响了企业财务行为我们在后文进行了较为详细的分析

⑦在判定最终控制人时我们采用的上市公司职位级别排序的标准为董事长gtCEO或总经理gt董事gt其他

⑧对此变化的可能解释为 2008~2009年大量中小企业在创业板的上市而这些中小企业的管理权大多仍掌握在企业家或实际控制人手中在剔除中小板创业板公司样本后由非家族成员担任董事长的比例稳定在 42左右

⑨当我们采用以购建固定资产无形资产和其他长期资产支付的现金与处置固定资产无形资产和其他长期资产收回的现金之差除以期初的总资产来衡量公司资本支出水平时实证结果保持不变

⑩研发投入数据存在大量缺失且可能存在失真情况如为避免向竞争对手透露公司战略公司可能未真实披露其RampD数额

104877810486491048659当我们采用剔除了外观设计的专利总申请数授权数或采用 t+3期的专利申请授权数作为创新水平的代理变量

实证结果保持不变104877810486491048660在控制其他可能影响上市公司现金持有水平的因素后

我们发现非家族董事长企业比家族董事长企业的现金持有水平高

104877810486491048661由于篇幅限制此处未报告相关系数的检验结果104877810486491048662参考邓建平和曾勇(2005)考虑自由现金流影响的股利

支付模型我们对董事长性质与上市公司股利政策进行了重新检验结果保持不变

104877810486491048663当我们以上市公司所在地同行业中由非家族成员担任董事长的比例或上市公司所在地其他上市公司中非家族董事长比例作为工具变量时研究结论保持不变

104877810486491048664由于卫生部披露的各省份无偿献血情况仅有 2004年度及 2005年第一季度的数据且地区社会资本水平也较稳定我们以 2004年各省无偿献血率作为样本区间内地区社会资本水平的衡量指标

104877810486491048665参考魏明海等(2013)我们将上市公司的关联交易按交易方向区分为上市公司向关联方购买销售产品等的关联交易后对董事长性质与控股股东私利行为分别进行检验结论基本不变

104877810486491048666依照CSMAR数据库中对关联交易的分类及本文研究目标我们剔除了类别为ldquo合作项目rdquoldquo许可协议rdquoldquo研究与开发成果rdquoldquo关键管理人员报酬rdquo及ldquo其他事项rdquo的关联交易

104877810486491048667关键变量不显著的原因可能是样本数量太少尽管在不同的公司财务决策下满足筛选条件的样本数量不同但在实际控制人家族保持不变的情况下董事长由家族成员变更为非家族成员的变更事件至多 36起而董事长一直由实际控制人或其家族成员担任的变更事件则至多有 35起

参考文献

(1)蔡地罗进辉唐贵瑶《家族成员参与管理制度环境与技术创新》《科研管理》2016年第 4期

(2)陈德球李思飞雷光勇《政府治理控制权结构与投资决策mdashmdash基于家族上市公司的经验证据》《金融研究》2012年第 3期

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控股家族的ldquo垂帘听政rdquo与公司财务决策

中国上市公司研究

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Page 10: Ý6× ì ,º ¸ Nb u D¢.CX×é1 · 2019-03-26 · u "mmfo fu bm u u 9v fu bm u u ! j0Î Ô5Î 5Îi¤ 6d° g+±.îvÕ g u fô*u g.ú æ < ¼ /§ 7 / % u +piotpo fu bm u u u ¯egdô

其中Invt为公司的资本支出NF_Chair为表征

董事长家族身份的虚拟变量若董事长为非家族成

员NF_Chair取值为 1否则为 0同时我们还控

制了以下因素的可能影响期初的公司规模(Sizet-

1)即期初的总资产的自然对数投资机会(BMt-1)

即期初的总资产账面价值与市场价值之比现金流

量(CFt)即 t期的经营活动产生的现金流量净额除

以期初的总资产其他控制变量包括总资产负债

率(Leverage)公司年龄(Fage)第一大股东持股比

例(TOP1)第二至第五大股东持股比例(TOP25)

机构投资者持股比例(Institution)行业(Industry)和

年度(Year)哑变量为保证研究结论的稳健性所

有检验的标准误差均经过异方差和企业层面的聚

类调整

由于创新活动具有时滞我们采用向后滞后两

期的专利数量衡量公司的创新能力(He and Tian2013Tan et al2015)检验董事长的家族性质对

创新活动影响的模型如下

Patentt+2 =α0 +α1 NF_Chairt +α2 Sizet +α3Leveraget

+α4 BMt +α5 ROAt +α6 Faget +α7 TOP1t +α8 TOP25t

+α9 Institutiont +α10 RampDt +α11PPEt +α12 Invtt

+sumIndustry+sumYear+ε (2)其中Patentt+2分别为专利申请数(Patent_APt+2)

专 利 授 权 数(Patent_GRt + 2) 借 鉴 Fahlenbrach(2009)Custoacutedio 和 Metzger(2014)我们控制了

ROA即资产收益率为净利润除以总资产RampD

即研发投入除以销售收入PPE即固定资产比例

为固定资产净额除以总资产其他控制变量定义

如表 2所示具体实证回归结果见表 4表 4列(1)报告了资本支出的检验结果其中

NF_Chair的系数为负且在 1水平上显著说明相

比于家族董事长企业由非家族成员担任董事长的

企业的资本支出水平显著更低表 4列(2)和(3)分别列示了董事长性质与上市公司专利申请数和

专利授权数的关系从中可以看出非家族董事长

企业与家族董事长企业在研发创新活动上存在明

显差异在所有回归中NF_Chair的系数均显著为

负即无论是在专利申请还是专利授权上非家族

董事长公司的专利产出均比家族董事长企业少创

新水平较低另外当我们以上市公司是否拥有专

利申请(Dum_APt+2)是否拥有专利授权(Dum_GRt+2)

作为公司创新活动强度的替代衡量指标时两类公

司创新水平的差异在以是否拥有专利的虚拟变量

作为被解释变量的模型中仍然存在结果如列(4)和(5)所示实证结果表明家族企业董事长的家

族身份显著影响公司的投资决策从而证明了本文

的假设 1(二)债务融资

为考察家族与非家族董事长企业在债务融资

决策方面的差异我们参考肖作平和廖理(2007)

韩亮亮和李凯(2008)姜付秀和黄继承(2013)以

及 Custoacutedio和Metzger(2014)的模型采用的实证模

型如下

Capitalt=β0 +β1NF_Chairt +β2Sizet +β3BMt

+β4ROAt +β5Faget +β6TOP1t +β7TOP25t

+β8 Institutiont +β9FCFt +β10PPEt +β11Depret

+sumIndustry+sumYear+ε (3)其中Capital 分别为资产负债率(Leverage)和

债务的期限结构(Debt)在控制变量中FCF为每

股自由现金流量即经营现金流量净额减去资本支

出的差除以总股数Depre为固定资产折旧除以总

表 4 投资决策

NF_Chair

Size

Leverage

BM

Fage

TOP1

TOP25

Institution

CF

ROA

RampD

PPE

Invt

Intercept

IndustryYearN

Adj R2

(1)Invt

-0016(-565)0002(122)

-0010(-359)

-0025(-367)

-0024(-728)

0000(469)

0001(475)

0001(696)

0096(773)

0070(212)控制控制84380174

(2)Patent_AP-0273(-415)

0232(546)-0121(-163)-0217(-115)

-0361(-564)0004(168)0005(166)

0021(425)

0970(435)-1007(-040)0224(114)0427(124)

-4647(-534)控制控制67350344

(3)Patent_GR-0333(-375)

0214(401)

-0269(-283)0245(101)

-0484(-603)0000(008)0001(039)

0028(414)

0581(201)-2691(-080)0402(161)

0875(205)

-4339(-395)控制控制67350442

(4)Dum_AP-0339(-405)

0166(322)

-0520(-246)0472(220)

-0488(-609)0003(097)0002(061)

0021(375)

2055(431)-1631(-061)0435(157)

0891(210)

-9045(-881)控制控制66930350

(5)Dum_GR-0238(-244)0116(199)

-0679(-336)

0758(308)

-0630(-568)0000(001)-0002(-061)

0026(373)

0503(126)-4252(-144)0586(202)

1363(278)

-8466(-754)控制控制66930406

注由于创新活动存在时间滞后性列(2)至列(5)的控制变量为 t期因变量则为 t+2 期分别表示在 1510水平上显著括号中的数值为 t值所有检验的标准误差均经过异方差和企业层面的聚类调整

控股家族的ldquo垂帘听政rdquo与公司财务决策

中国上市公司研究

-- 134

《管理世界》(月刊)2017年第 3期

资产其他控制变量定义如表 2 所示若

NF_Chair系数为正表明相比由实际控制人

家族成员担任董事长企业非家族董事长企业

更倾向于采用高负债特别是长期负债实证

检验结果如表 5所示

在表 5中我们提供了董事长性质与上市

公司资本结构关系的实证回归结果其中列

(1)和列(2)回归模型的被解释变量分别为资

产负债率和长期负债率我们发现NF_Chair

的系数在所有回归中均显著为正说明相比

于董事长由实际控制人家族成员担任的企业

非家族董事长企业的负债水平更高债务期限

结构更长也就是说当实际控制人家族不直

接与公司发生联系时控股股东倾向于进行更

多的债务融资尤其是长期债务融资该结果

支持了控股股东可能利用债务融资剥削外部

投资者的观点即在投资者保护较弱的情况

下负债的公司治理作用弱化债务融资成为

服务控股股东掏空行为的工具在非家族董

事长企业中家族与公司声誉的分离使得控股

股东与其他投资者的利益冲突加剧为满足其

私利行为控股股东利用非家族董事长的优势

通过债务融资增加其可控制的资源同时由

于上市公司负有长期债务的还款付息压力比

短期债务小财务困境和破产风险较低长期

负债更能为控股股东转移公司资源提供便利

非家族董事长企业也更偏好长期的债务融

资由此本文的假设 2a和 2b得以验证

(三)现金持有与股利支付

为考察董事长的家族身份对上市公司现金

持有政策的影响我们参考Opler等(1999)王

福胜和宋海旭(2012)以及姜彭等(2015)采

用以下模型检验家族与非家族董事长企业现

金持有水平的差异情况

Casht=γ0+γ1 NF_Chairt +γ2Sizet +γ3BMt

+γ4Divdumt +γ5ROEt +γ6Faget +γ7TOP1t

+γ8TOP25t +γ9Institutiont +γ10CFt +γ11Invtt

+γ12Leveraget +γ13Debtt +γ14Wcapitalt

+γ15Wcapitalt +sumIndustry+sumYear+ε (4)其中Cash为公司的现金持有水平CFIn

vt分别为经净资产调整的经营现金流量净额和

资本支出Wcapital为营运资本与现金及其等价物之差

除以净资产Wcapital为Wcapital的变化量其他控制

变量定义如表 2所示

另外借鉴雷光勇等(2015)和魏志华等(2012)104877810486491048662我

们检验了家族与非家族董事长企业在股利政策方面的

不同本文采用的股利支付模型如下

Dividendt=γ0+γ1NF_Chairt +γ2Sizet +γ3 Leveraget

+γ4BMt +γ5ROEt +γ6CFt +γ7Casht +γ8Invtt +γ9 Faget

+γ10PPEt +γ11TOP1t +γ12TOP25t +γ13Institutiont

+γ14SEOt+sumIndustry+sumYear+ε (5)其中Dividend分别为是否支付现金股利(Divdum)

股利支付率(Divearn)在控制变量中CFCashInvt分

别为经总资产调整的经营现金流量净额现金持有水平

和资本支出SEO为公司是否满足法定再融资条件的虚

拟变量若权益收益率介于[67]之间则 SEO取值为

1否则为 0其他控

制变量定义如表 2 所

示具体实证回归结

果见表 6表 6 报告了董事

长的家族身份对公司

表 5 资本结构

注分别表示在1510水平上显著括号中的数值为 t 值所有检验的标准误差均经过异方差和企业层面的聚类调整

NF_Chair

Size

BM

Fage

TOP1

TOP25

Institution

ROA

PPE

Depre

FCF

Intercept

IndustryYearN

Adj R2

(1)Leverage0043(279)

0061(682)

-0324(-867)

0091(756)-0000(-024)-0001(-156)

-0002(-201)

-1675(-1314)-0021(-023)2474(252)

-0025(-579)

-0768(-382)控制控制94840346

(2)Debt

0009(272)

0026(1568)-0003(-035)

0014(605)-0000(-033)-0000(-196)0000(111)

-0068(-512)

0111(708)

-0458(-350)

-0013(-978)

-0552(-1403)控制控制94830300

表 6 现金持有与股利支付

NF_Chair

Size

Leverage

BM

ROE

Fage

TOP1

TOP25

Institution

CF

Invt

Cash

PPE

SEO

Wcapital

Wcapital

Debt

Divdum

Intercept

IndustryYearN

Adj R2

(1)Cash0029(186)

-0072(-717)

-0237(-782)

0130(310)

-0035(-165)-0031(-167)

0002(348)

0003(419)-0001(-115)

1254(1194)

0523(577)

0237(409)0120(182)

-0211(-288)

0049(409)

1225(562)控制控制86430346

(2)Divdum

-0373(-631)

0417(1110)

-2228(-1441)0711(447)

2634(1237)

-0294(-497)0005(241)

0007(274)

0026(587)

1588(640)

1543(441)

0952(507)

-0419(-203)0149(220)

-9891(-1032)控制控制95070345

(3)Divearn

-0038(-378)0008(148)

-0075(-628)

0118(439)

0066(728)

-0032(-345)

0001(402)

0002(369)0000(005)

0202(516)0021(035)

0316(1075)

0099(304)0000(002)

-0313(-258)控制控制95070173

注分别表示在 1510水平上显著括号中的数值为 t值所有检验的标准误差均经过异方差和企业层面的聚类调整

-- 135

现金持有和股利政策影响的实证结果由表 6列

(1)可知NF_Chair的系数显著为正说明由非家族

成员担任董事长的企业的现金持有水平高于实际

控制人家族担任董事长的企业列(2)~(4)则报告

了董事长性质与上市公司股利支付的关系被解释

变量分别为是否支付股利股利支付率在这两

个模型中NF_Chair的系数均为负且至少在 1水

平上显著说明非家族董事长企业的支付股利意

愿股利支付率均明显比家族董事长企业低表 6的实证结果与非家族董事长企业控股股东代理问

题较严重的解释一致即当实际控制人或其家族成

员不担任董事长时控股股东侵占其他股东利益的

动机增强为方便其关联交易资金侵占等掏空行

为上市公司将持有更多的现金发放更少的股

利因此本文的假设 3和假设 4得以验证

以上分析表明家族企业董事长的家族性质显

著影响上市公司的财务决策具体地与家族董事

长企业相比非家族董事长企业的资本支出创新活

动较少债务融资较多债务期限结构较长现金持

有水平较高股利支付意愿水平均较低我们的实

证结果一致支持了家族声誉的解释即在由非家族

成员担任董事长的情况下家族与公司声誉的分离

导致控股家族具有较强的掠夺外部投资者的动机

从而促使其采取有利于其私有收益的财务决策

(四)内生性检验

在考察管理层的性质对上市公司的影响时已

有研究表明家族企业中管理层的任命与公司的表

现存在内生性问题(Bennedsen et al2007Cucculelli and Micucci2008Fahlenbrach2009)具体而

言当实际控制人家族预示到未来可能发生的业绩

下滑或经营不善时为保护家族声誉家族企业将

任命控制家族以外的职业经理人担任上市公司要

职如CEO等同样地家族企业董事长的任命与公

司财务决策之间也可能存在着内生性影响当公

司的财务决策可能导致更高的财务困境或经营困

难时实际控制家族参与企业管理的动机削弱在

处于不同生命周期阶段的家族企业中控股股东对

职业经理人的需求也存在差异为消除董事长性

质与公司财务决策之间的内生性问题我们采用倾

向得分匹配(Propensity Score MatchingPSM)法和

工具变量法对两者关系进行检验

1倾向得分匹配法

倾向得分匹配方法是解决潜在的内生性问题

的常用方法之一(Imbens and Wooldridge2009)

我们首先对董事长的家族性质与可能影响管理层

任命的因素进行 Probit回归计算样本企业的倾向

得分其次根据不同配对原则我们构建了与非家

族董事长企业具有相近特征的家族董事长企业控

制组样本通过比较这两组样本在公司行为上的

差异我们就可以清楚地看出董事长家族属性对财

务决策的影响为较好地控制样本企业在除董事

长家族身份外其他公司特征的差异我们以各财务

决策模型中的控制变量作为配对变量当然我们

也考虑年度和行业的影响在主检验中我们采用

1∶2的最近邻匹配方法构建实验组和控制组样本

同时为保证检验结果的稳健性我们还采用了 1∶1或 1∶3最近邻匹配核匹配半径匹配及重复抽样

等多种配对方法(Bae et al2011Jameson et al2014)

表 7报告了倾向得分匹配方法的检验结果由

表 7 倾向得分匹配(PSM)结果

注分别表示在 1510水平上显著括号中的数值为 t值在重复抽样检验中括号中的数值为 z值

Panel A最近邻匹配(12)Variable

Invt

Patent_AP

Patent_GR

Leverage

Debt

Cash

Divdum

Divearn

Panel B其他配对方法Variable

Invt

Patent_AP

Patent_GR

Leverage

Debt

Cash

Divdum

Divearn

SampleUnmatchedMatched

UnmatchedMatched

UnmatchedMatched

UnmatchedMatched

UnmatchedMatched

UnmatchedMatched

UnmatchedMatched

UnmatchedMatched11匹配-0016(-1038)

-0316(-1088)

-0410(-1071)0077(812)

0006(327)0012(132)

-0120(-1192)

-0048(-910)

NF_Chair=10054005406190619099409940570057000570057025902590399039901430143

13匹配-0015(-611)

-0206(-432)

-0232(-370)

0054(468)

0008(322)0023(176)

-0082(-547)

-0033(-393)

NF_Chair=00081006814420802214112120387051700400051038102360714047802680173核匹配

-0015(-728)

-0219(-512)

-0245(-442)

0055(520)

0008(354)0025(194)

-0091(-708)

-0035(-480)

Difference-0027-0014-0823-0183-1147-02180183005300170007-01220023

-0316-0079-0125-003半径匹配-0018(-643)

-0257(-411)

-0332(-406)

0052(483)

0009(308)0020(126)

-0107(-629)

-0042(-427)

T-stat-1442-565-2146-370-2325-3322402441966254

-1064178

-2923-506-1894-336

重复抽样-0014(-485)

-0183(-508)

-0218(-365)053(342)

0007(227)

0023(244)

-0079(-579)

-0030(-369)

控股家族的ldquo垂帘听政rdquo与公司财务决策

中国上市公司研究

-- 136

《管理世界》(月刊)2017年第 3期

Panel A可知非家族成员董事长与家族成员董事

长企业的投资融资股利政策不仅在配对前明显

不同在控制公司除董事长家族属性外的其他特征

差异后该差异仍然显著存在且与前文实证回归

结果一致具体而言与由实际控制人家族担任董

事长的企业相比非家族成员担任董事长的企业的

资本支出较少以专利申请专利授权量衡量的创

新产出水平较低负债比例较高债务期限结构较

长现金持有较多股利支付的意愿股利支付率均

较低Panel B列示了采用其他配对方法的财务决

策差异检验结果结论与 Panel A 一致在此不再

赘述

2工具变量法

为解决董事长任命与财务决策之间的内生性

问题我们还使用工具变量法检验两者的关系

由于本文的内生变量 NF_Chair 为二元变量我们

采用扩展的 Heckman 两阶段模型即处理效应模型

(Treatment Effect Model)进 行 检 验(Heckman1979)依据本文的研究问题有效的工具变量需

满足两个条件(1)工具变量与上市公司家族董事

长的任命相关即相关性(2)工具变

量与公司财务决策无关只能通过上

市公司董事长的家族性质影响公司

的财务决策即外生性本文采用各

省的无偿献血率及婚姻状况作为上

市公司董事长是否为家族成员的工

具变量104877810486491048663

控股家族是否担任上市公司董事

长受家族拥有的社会资本和家族关系

的影响当控股家族的社会资本越

高如拥有政治关联行业商会身份

等家族为上市公司带来的资源越多

收益越高相比非家族董事长由家族

成员延续公司经营管理更有利于保

存发挥家族社会资本的作用(Xu etal2015)即控股家族拥有的社会

资本越多任用家族董事长的可能性

越高由于无偿献血率反映了地区的

社会资本水平(Guiso et al2004)对

上市公司董事长的选择产生作用而

无偿献血率又不受公司财务决策的影

响(潘越等2009)因此无偿献血率(VBD)是董事

长家族性质的有效工具变量各省的无偿献血数

据来源自卫生部官方网站104877810486491048664家族观念的强弱也会

影响控股家族成员担任上市公司董事长的意愿

当控股家族关系越紧密时家族凝聚力越强由家

族成员担任家族企业董事长的可能性越高地区

水平的婚姻状况反映了人们对家族关系的态度

(Chahine and Goergen2013)从而影响了家族企业

董事长的选择同时地区水平的婚姻状况与上市

公司财务决策也不存在相关关系因此我们选用

地区婚姻状况(Marriage)作为董事长家族性质的工

具变量具体地我们以地区每万人登记结婚件数

与离婚办理件数的自然对数之差衡量地区的家庭

关系强度该数值越大表明地区家庭关系越紧

密地区婚姻状况数据来源于各年《中国民政统计

年鉴》我们预期当地区无偿献血率越高家族关

系越紧密控股家族担任董事长的可能性越高非

家族董事长概率越低即 VBD 和 Marriage 均与

NF_Chair负相关

表 8列示了工具变量法的回归结果在第一阶

表 8 Heckman两阶段回归结果

注分别表示在 1510水平上显著括号中的数值为 t值所有检验的标准误差均经过异方差和企业层面的聚类调整

NF_Chair

Lambda

Size

BM

Leverage

ROA

ROE

Fage

TOP1

TOP25

Institution

Intercept

工具变量

VBD

Marriage

ControlsIndustryYearN

Adj R2

(1)Invt

-0061(-277)0027(208)0001(074)

-0034(-430)-0004(-117)

-0018(-417)

0000(281)

0000(207)

0001(707)

0143(385)

-0275(-213)

-0319(-711)控制控制控制84380175

(2)Patent_AP-1405(-354)

0675(291)

0222(526)

-0464(-222)-0027(-032)0501(188)

-0254(-346)0001(041)-0001(-019)

0023(454)

-4034(-457)

-0301(-236)

-0333(-756)控制控制控制67350347

(3)Patent_GR-1983(-383)

0984(327)

0200(376)-0114(-043)-0132(-124)-0102(-029)

-0327(-356)-0004(-116)-0006(-139)

0031(446)

-3446(-306)

-0301(-236)

-0333(-756)控制控制控制67350445

(4)Leverage0067(076)-0014(-028)

0061(690)

-0319(-765)

-1660(-1193)

0089(563)-0000(-010)-0001(-128)

-0002(-205)

-0780(-397)

-0315(-248)

-0316(-719)控制控制控制94840346

(5)Debt

-0018(-085)0016(133)

0026(1565)-0009(-094)

-0084(-429)

0017(530)-0000(-087)

-0000(-243)0000(121)

-0539(-1347)-0315(-248)

-0316(-719)控制控制控制94830300

(6)Cash

0624(488)

-0353(-463)

-0062(-612)

0222(480)

-0285(-909)

-0020(-093)

-0083(-397)

0003(501)

0005(585)

-0003(-244)

0728(296)-0206(-159)

-0329(-727)控制控制控制86430352

(7)Divdum

-1399(-316)0607(236)

0406(1069)

0513(297)

-2152(-1351)

2597(1203)

-0190(-255)0002(088)0002(057)

0028(623)

-9321(-957)

-0301(-236)

-0326(-743)控制控制控制95070346

(8)Divearn-0151(-225)0066(170)0007(118)

0095(329)

-0062(-436)

0057(547)

-0021(-189)

0001(286)

0001(204)0000(024)

-0242(-187)

-0301(-236)

-0326(-743)控制控制控制95070174

-- 137

段 回 归 中 我 们 以 董 事 长 是 否 为 非 家 族 成 员

(NF_Chair)作为因变量对工具变量及主检验模型中

的控制变量进行 Probit回归受篇幅限制我们仅报

告了工具变量的回归结果由表 8可知VBD与Mar

riage的系数均为显著为负与预期相符说明无偿献

血率和地区婚姻状况是董事长家族性质的有效工具

变量在第二阶段中我们将第一阶段 Probit回归得

到的逆米尔斯比率(Lambda)加入到主检验模型中并

考察董事长性质对公司财务决策的影响我们发现

Lambda的系数在除资本结构外的所有模型中均十分

显著这就表明我们在分析董事长性质与财务决策的

关系时考虑内生性问题的必要性同时除负债率和

期限结构模型中NF_Chair系数的显著性有所下降外

NF_Chair的系数均至少在 5水平显著系数符号也

与主检验的回归结果一致表明控股家族是否担任董

事长显著影响了上市公司的财务决策选择

综合倾向得分匹配法与工具变量法的实证结果

表明在控制了潜在的内生性问题后董事长性质与

公司财务决策的关系不变也即我们的结论具有稳健

性非家族董事长企业与家族董事长企业之间的财务

决策存在显著差异具体而言相比家族董事长企

业非家族董事长企业的投资创新较少负债率较

高债务期限结构较长现金持有较多股利支付意

愿支付率均较低

五进一步研究控股家族ldquo垂帘听

政rdquo对公司治理及公司绩效的影响

本文以上研究发现可以被解释为控股家族的财

务保守行为(除负债率高这一结果之外)而不是我们

分析的因为家族声誉与上市公司声誉的分离使得控

股家族有更强的掏空动机所致在此部分为验证控

股家族ldquo垂帘听政rdquo对家族企业财务行为的影响主要

服务于控股家族的私有利益我们检验了控股家族

ldquo垂帘听政rdquo对公司代理问题产生的影响首先我们

考察了当实际控制人家族成员不担任董事长时控股

股东是否有更多的剥夺中小股东利益的行为其次

我们检验了控股股东较强的掏空动机是否会影响上

市公司的第一类代理问题并以此说明控股股东是否

会与管理层合谋来实现其ldquo隧道rdquo行为此外我们还

检验了董事长的家族身份对公司绩效的影响为控股

家族ldquo垂帘听政rdquo对公司所产生的不良经济后果提供

进一步的证据支持

(一)非家族成员董事长与控股股东私利

行为

为验证非家族董事长公司是否比家族董事

长公司存在更严重的控股股东代理问题借鉴已

有研究我们从两方面衡量控股股东的私利行

为资金占用程度(OREC)即其他应收款净额除

以总资产(Jiang et al2010Liu et al2015Xuet al2015)关联交易情况包括上市公司总关

联交易额占总资产的比例(RPT)关联交易次数

的自然对数 104877810486491048665(NRPT)(Cheung et al2006Jianand Wong2010Peng et al2011Liu et al2015)在检验控股股东掏空行为的模型中除

关键变量 NF_Chair外我们控制了公司规模资

产负债率资产收益率总资产的账市比公司年

龄第一大股东持股比例等公司特征变量及行

业年度固定效应回归结果如表 9所示

列(1)~(3)的结果表明NF_Chair的系数均

显著为正即相对于由实际控制人家族担任董事

长的企业非家族成员担任董事长的公司中控股

表 9 控股股东的私利行为

注分别表示在 1510水平上显著括号中的数值为 t值所有检验的标准误差均经过异方差和企业层面的聚类调整

NF_Chair

Size

Leverage

ROA

BM

Fage

TOP1

TOP25

PPE

Bsize

Independence

Institution

Intercept

IndustryYearN

Adj R2

(1)OREC

0008(290)

-0006(-347)

0052(574)

-0191(-800)

-0031(-449)

0008(463)0000(009)

0000(217)

-0069(-662)-0001(-136)-0024(-119)

-0000(-268)

0281(671)控制控制94720370

(2)RPT

0043(260)0007(069)

0387(725)-0039(-030)

-0123(-287)0039(228)

0002(333)-0001(-089)0016(029)0002(059)-0013(-011)-0002(-191)-0256(-125)控制控制94720139

(3)NRPT0073(168)

0513(2150)

0639(941)-0174(-085)-0111(-101)0063(152)0003(169)

-0008(-476)

0537(390)0019(152)-0379(-111)0001(043)

-9705(-1831)控制控制94720329

(4)RPT_limit0042(256)0007(073)

0388(736)-0028(-022)

-0117(-276)0038(225)

0002(322)-0001(-096)0017(032)0003(063)-0013(-011)-0002(-188)-0293(-143)控制控制94720140

(5)NRPT_limit

0086(191)

0531(2153)

0702(982)-0219(-103)-0082(-071)0080(187)0002(138)

-0009(-508)

0568(404)0016(125)-0421(-120)0001(048)

-10218(-1824)控制控制94720333

控股家族的ldquo垂帘听政rdquo与公司财务决策

中国上市公司研究

-- 138

《管理世界》(月刊)2017年第 3期

股东与中小股东的利益冲突更加严重控股股东侵

占上市公司资金通过关联交易转移公司资源的私

利行为更多当实际控制人或其家族成员不担任

董事长时家族与上市公司的关系较为松散家族

声誉与上市公司声誉的分离导致控股股东的掏空

动机增加一方面为满足其掏空需求控股股东

倾向于将更多的资源保留在公司内部如减少长期

投资提高负债比率延长债务期限持有更多的现

金减少发放股利等另一方面控股股东的机会主

义行为也减少了可用于投资创新活动的资金从

而导致非家族董事长企业的资本支出和专利数量

均较少另外由于部分关联交易可能是公司经营

所需或是服务于公司发展目标而进行的正常交易

活动借鉴姜付秀等(2015)我们在剔除部分可能

存在噪音的关联交易类别后重新检验了董事长性

质 与 关 联 交 易 额(RPT_limit)关 联 交 易 次 数

(NRPT_limit)的关系104877810486491048666列(4)和列(5)报告了该部

分的回归结果与以总关联交易作为被解释变量

的回归模型检验结果一致NF_Chair的系数均显著

为正即相比家族董事长企业非家族董事长企业

与其关联公司有更多的非正常交易潜在的控股股

东私利行为更加严重

(二)非家族成员董事长与管理层代理问题

尽管股东与经理人之间的利益冲突在股权高

度集中的家族企业中较不突出然而在控股股东

不同的掏空动机下家族与非家族董事长企业中的

第一类代理问题可能存在差别当上市公司董事

长由非家族成员担任时控股家族具有较强的攫取

控制权私利的动机而大股东的掏空行为将影响公

司的业绩在以业绩为参照的薪酬体制下大股东

的私利行为将受到管理层的抵制(Wang and Xiao2011)同时因大股东的掏空行为引致的公司负

面报道或业绩不善将损害管理层的声誉(Dyck etal2008)基于自身社会声誉及职业生涯的考虑

管理层将倾向于不配合控股股东的掏空决策因

此为更易实施其机会主义行为疏通其转移资源

的ldquo隧道rdquo控股股东可能会采取联合管理层的方式

侵占中小股东的利益(Burkart et al2003)如降低

薪酬业绩敏感性和离职业绩敏感性增加在职消费

等(苏冬蔚熊家财2013)也即相比于家族董事

长企业非家族董事长公司的控股股东可能会增加

对管理层的激励包括削弱管理层薪酬与业绩的关

联度提高管理层的职位稳定性允许更高的在职

消费等弥补管理层可能的声誉损失

同时由于实际控制人通过任命管理层能够轻

易地获取私利(唐跃军左晶晶2014)中国家族企

业的董事长常与控股股东存在关联(La Porta et al1999Mullins and Schoar2016)董事长的这一特征

为控股家族实现与管理层的合谋提供了可能另

外当上市公司具有较严重的第二类代理问题时

公司的绩效不能很好地反映管理层的努力程度和

能力水平由于缺乏明确的评价管理层表现的标

准管理层的薪酬任职与业绩的关系也较弱(Caoet al2011Wang and Xiao2011)对此我们检验

了董事长性质与管理层薪酬-业绩敏感性离职-业绩敏感性之间的关系即家族与上市公司声誉的分

离在提高控股股东私利行为的同时是否也会恶化

家族企业内的第一类代理问题

表 10列(1)~(3)分别报告了高管董事管理

层薪酬mdash业绩敏感性的回归结果在实证模型中

我们分别采用薪酬最高的前 3名高管董事董监高

的平均薪酬的自然对数作为因变量并控制了高

管董事会管理层的持股比例以及如公司规模等

公司特征变量由表 10 可知检验的关键变量

NF_Chair与 ROA的交叉项在所有薪酬模型中均显

著为负表明相比于家族董事长企业由非家族成

员担任董事长的家族企业中管理层的薪酬mdash业绩

敏感性较低其次我们考察了两类企业中 CEO

董事长的离职mdash业绩敏感性的差异在列(4)和列

(5)显示的 Probit 回归模型中被解释变量分别为

CEO或董事长是否发生变更的哑变量控制变量除

公司规模等特征变量外还包括 CEO或董事长的学

历年龄及任期等可以看出核心变量 NF_Chair

与ROA的交叉项在变更模型中均为正且在 1水平

上显著这就说明在非家族董事长企业中CEO和

董事长因公司业绩表现不佳而发生更替的可能性

较小其离职mdash业绩敏感性比家族董事长企业显著

较低在剔除了董事长与 CEOldquo二职合一rdquo的样本

后回归结果保持不变最后我们也检验了董事

长的家族性质与管理层在职消费之间的关系其中

管理层的在职消费情况用企业支付其他与经营活

动有关的现金与总资产的比例管理费用与总资产

-- 139

的比例进行衡量如列(6)和列(7)所示NF_Chair

的系数显著为正说明与家族董事长企业相比非

家族董事长企业中管理层的在职消费更高以上

结果表明在实际控制人家族不担任上市公司董事

长的家族企业中不仅控股股东具有较多的掏空行

为经理人的代理问题也更加严重即家族声誉与

上市公司声誉的分离恶化了上市公司的治理水平

管理层可能与控股股东合谋而为其机会主义行为

提供便利

(三)非家族成员董事长与公司绩效

与董事长性质相对应的公司的财务决策一方

面可能是实际控制人攫取其个人私利的手段从而

损害了公司的业绩表现另一方面家族与非家族

董事长企业财务决策的差异可能适应了公司发展

需要对公司有利因此考察控股家族是否担任

董事长对上市公司绩效的影响将有助于我们更好

地判别上市公司财务决策背后的动机为检验董

事长的家族身份对业绩的影响我们从 3个方面衡

量公司的会计绩效包括资产收益率(ROA)权益

收益率(ROE)销售利润率(ROS)另外由于中国

企业很少破产我们也将企业是否被证监会ldquoSTrdquo或ldquoPTrdquo视为经营不善的极端情况采用以公司股票是

否被特殊处理的二元变量(ST)作为因变量的Probit

模型比较了家族与非家族董事长企业在绩效表现

上 的 差 异 除 董 事 长 是 否 为 非 家 族 成 员

(NF_Chair)这一关键变量外我们在实证模型中也

控制了可能影响公司绩效的因素如公

司规模负债率等公司特征变量及董事

会规模独立董事占比等公司治理变

量实证结果如表 11所示

表 11 列示了董事长的家族身份与

公司绩效的关系的检验结果由列(1)~(3)可以看出NF_Chair 的系数均显著

为负说明与由实际控制人家族成员担

表 11 公司绩效

注分别表示在 1510水平上显著括号中的数值为 t值所有检验的标准误差均经过异方差和企业层面的聚类调整

NF_Chair

Size

Leverage

BM

PPE

Invt

Fage

TOP1

TOP25

Institution

Bsize

Independence

Intercept

IndustryYearN

Adj R2

(1)ROA

-0011(-438)

0020(1276)

-0102(-1368)

-0081(-1313)

-0043(-464)

0043(284)0003(132)

0001(841)

0001(557)

0001(595)

0002(225)-0007(-034)

-0319(-827)控制控制85960326

(2)ROE

-0018(-281)

0033(1065)

0033(310)

-0182(-1307)

-0076(-306)0051(123)0002(037)

0002(1018)

0002(823)

0002(453)-0001(-027)-0041(-075)

-0555(-782)控制控制85960068

(3)ROS

-0031(-247)

0067(961)

-0470(-1166)

-0099(-386)-0084(-193)0158(213)0014(174)

0001(397)

0001(241)

0002(218)0005(122)0021(020)

-1411(-334)控制控制85770228

(4)ST

0294(362)

-0624(-1027)1597(800)0279(108)

0606(199)

-4419(-384)

0538(453)-0001(-019)-0005(-122)

-0019(-252)0024(096)0758(101)

5425(436)控制控制85810477

表 10 薪酬及离职业绩敏感性在职消费

注Ownership在列(1)~(3)中分别为高管董事管理层的持股比例Education与 Tenure分别表示 CEO或董事长的学历任期Duality表示董事长与 CEO是否二职合一若董事长与 CEO为同一人则取值为 1否则为 0在列(4)和(5)中公司绩效 ROA为上一期的资产收益率在列(6)和(7)中PPE为固定资产与存货净额之和除以总资产分别表示在 1510水平上显著括号中的数值为 t值所有检验的标准误差均经过异方差和企业层面的聚类调整

NF_Chair

NF_ChairtimesROA

ROA

Size

Fage

TOP1

TOP25

Institution

Leverage

BM

PPE

Bsize

Independence

Ownership

Education

Age

Tenure

Duality

InterceptIndustryYearN

Adj R2

(1)Execomp-0023(-067)

-0773(-286)

1415(651)

0362(1902)0010(035)0001(132)

0006(426)

0006(269)

-0092(-184)

-0500(-613)-0126(-122)

0039(437)0396(156)

0185(247)

3186(673)控制控制90470479

(2)Dircomp-0061(-158)

-0828(-274)

1452(617)

0405(1973)-0026(-085)0001(047)

0004(278)0004(160)

-0120(-245)

-0549(-624)-0165(-152)

0060(631)0054(020)

0190(247)

2158(390)控制控制89600457

(3)Dsecomp-0001(-003)

-0767(-268)

1428(642)

0368(1961)0026(092)0002(144)

0006(441)

0006(234)

-0081(-166)

-0486(-605)-0050(-047)

0038(401)0321(128)0027(041)

3124(695)控制控制83900418

(4)CEO_change0142(384)

1637(410)

-2051(-633)

0068(324)0053(144)

-0003(-267)-0003(-183)-0004(-134)0038(075)

-0262(-251)-0056(-047)-0006(-054)0290(083)

-0035(-196)

0010(474)

-0249(-2146)

-0096(-269)

-1738(-228)控制控制82530183

(5)Chair_change0356(805)

1450(320)

-1507(-375)0068(257)

0251(452)

-0005(-346)

-0006(-287)-0004(-104)

0131(266)

-0428(-287)-0167(-106)

-0089(-401)-0002(-086)

-0160(-1465)

-0309(-551)

-5719(-998)控制控制83870231

(6)Fee_other0009(244)

-0011(-538)

0012(400)0000(035)-0000(-126)0000(154)

-0036(-367)0002(183)0055(190)

0245(557)控制控制97340129

(7)Fee_manage0006(432)

-0013(-1344)0004(337)

-0000(-255)-0000(-017)

0000(357)

0005(127)

0001(202)0008(059)

0268(1231)控制控制97330233

控股家族的ldquo垂帘听政rdquo与公司财务决策

中国上市公司研究

-- 140

《管理世界》(月刊)2017年第 3期

任董事长的公司相比非家族董事长企业的 ROA

ROEROS均较低列(4)报告了董事长的家族性

质 与 上 市 公 司 被 证 监 会ldquoSTrdquo的 概 率 的 关 系

NF_Chair的系数为正且在 1水平显著表明非家

族董事长公司比家族董事长公司更可能被ldquoSTrdquo即非家族董事长企业在出现亏损的情况下更不容易

扭亏为盈综合结果显示相比于家族董事长企

业非家族董事长公司的绩效较差即前文阐述的

家族与非家族董事长企业财务决策的差异更可能

是控股家族基于自利目标选择的结果服务于控股

股东侵占中小股东利益的动机为控股家族ldquo垂帘

听政rdquo扭曲了公司财务决策提供了进一步的证据

支持

六稳健性检验

为保证本文结论的可信性我们从以下几个方

面进行了稳健性检验包括

(1)参照冯旭南(2012)闵亦杰等(2016)我们

将最终控制人可追溯到自然人或家族且其控股比

例不少于 10的企业定义为家族企业并重新进行

以上检验结果支持前文结论当我们以 20作为

定义家族企业的临界点时结论保持不变

(2)参 照 王 化 成 等(2007)韩 亮 亮 和 李 凯

(2008)以及苏忠秦和黄登仕(2012)等我们在剔

除了 STPT类上市公司后对董事长性质与财务决

策的关系进行重新检验实证回归结果与前文基本

一致借鉴涂瑞和肖作平(2010)我们以剔除了资

产负债率大于 1的公司后的样本作为研究对象结

论与前文一致

(3)为消除行业影响我们以经过行业调整的

投资融资股利支付等各项财务决策变量作为解

释变量对研究假设进行了重新检验结果未有实

质性改变另外我们采用 Tobit模型对创新产出

股利支付关联交易与董事长的家族性质之间的关

系进行重新检验结论与主检验相同

(4)借鉴 Amore 等(2011)我们以董事长变更

作为外生事件采用 Difference-in-Difference(DID)方法检验董事长性质与财务决策的关系为检验

两者关系我们以控制家族不变而董事长发生变更

的企业变更前后各两年的样本作为研究对象其

中实验组为由家族董事长变更为非家族董事长的

企业对照组为董事长一直由控制家族担任的企

业在选择变更样本前我们要求样本企业在关键

变量上不存在数据缺失的情况研究发现DID检

验的实证结果与前文结论基本一致但关键变量系

数的显著性下降104877810486491048667

(5)控股家族尽管可能选择不做董事长但可

能派出家族成员担任 CEO这与本文所界定的ldquo垂

帘听政rdquo有所差异为进一步明确ldquo垂帘听政rdquo的含

义我们将控股家族完全放弃上市公司关键职位

(包括董事长和 CEO)的现象重新定义为ldquo垂帘听

政rdquo并重新检验ldquo垂帘听政rdquo对财务决策的影响结

论保持基本不变

限于篇幅我们没有在文中报告稳健性检验的

结果

七结论

基于诸多中国家族上市公司董事长由非家族

成员担任这一现象本文以 1999~2014年所有 A股

上市家族企业作为研究样本实证检验了董事长是

否为实际控制人家族成员对上市公司财务决策的

影响我们研究发现当家族企业的董事长由与实

际控制人无明确家族关系的人员担任时上市公司

的财务决策明显区别于家族成员担任董事长的企

业具体而言与家族董事长企业相比非家族董

事长企业的资本支出和创新产出较少负债比例较

高债务期限结构较长现金持有较多股利支付的

意愿股利支付率均较低同时非家族董事长企

业的绩效也较差被ldquoSTrdquo的可能性更高进一步的

检验表明在由非家族成员担任董事长的家族企业

中公司治理水平较低主要表现为较严重的控股

股东代理问题包括更多的关联交易和资金占用

等与此同时管理层的代理倾向也较高包括管

理层的薪酬mdash业绩敏感性离职mdash业绩敏感性较

低在职消费较多等综合实证结果表明当实际

控制人家族不担任公司董事长时家族与上市公司

声誉的分离增强了控股股东侵占中小股东利益的

动机公司财务决策成为服务控股股东掏空行为的

重要工具即新兴市场中的家族企业财务决策与控

股股东代理问题相关在考虑了潜在的董事长任

命与公司决策之间的内生性问题及一系列稳健性

检验后本文研究结论保持不变

-- 141

本文从非家族董事长的角度考察了控股家族

与上市公司之间的关系为家族与非家族参与公司

财务决策的差异提供了新的解释既补充了家族企

业财务决策领域的文献丰富了有关控股股东代理

问题的研究也为新兴市场中声誉如何发挥作用提

供了证据同时本文的研究结论也有助于投资者

进一步认识家族企业从表现上看引入职业经理

人固然可以降低控股家族对家族企业的控制提高

管理层的经营能力改善公司绩效然而与非家族

CEO非家族董事不同由家族放弃直接管理权引

入非家族董事长带来的可能是居于ldquo幕后rdquo的控股

股东更强的转移公司资源的动机恶化公司经营情

况因此在评价家族对上市公司可能的影响时

我们应具体分析家族涉入的方式及程度而进一步

结合控股家族的其他特征如家族内部结构股权变

动情况等进行分析也是我们后续研究努力的方向

(作者单位中国人民大学商学院责任编辑

尚增健)

注释

①Allen等(2005)针对中国家族企业创始人或高管的调查显示ldquo提升声誉rdquo是企业上市的重要原因之一而ldquo声誉损失rdquo则被视为是公司失败的主要风险

②以本文样本为参考中国上市家族企业中 CEO由非家族成员担任的比例约为 63这一比例也高于国外家族企业职业经理人的占比

③依据 2015年《中国家族企业传承报告》在其抽样调查的 839家家族控股企业中绝大多数企业仍由第一代创始人管控Xu等(2015)的研究也显示在 2003~2011年间仅有 20的上市家族企业的董事长或CEO由二代担任

④家族企业职业经理人与控制家族反目的事件屡见不鲜其中国美电器就是职业经理人与控制家族斗争的典型例子

⑤2015年《中国家族企业传承报告》显示约 74的企业主年龄介于 40~60 岁之间60 岁以上的家族企业主仅 8左右本文样本也表明实际控制人的平均年龄为 50岁左右

⑥对于控股家族退居ldquo幕后rdquo是否以及怎样影响了企业财务行为我们在后文进行了较为详细的分析

⑦在判定最终控制人时我们采用的上市公司职位级别排序的标准为董事长gtCEO或总经理gt董事gt其他

⑧对此变化的可能解释为 2008~2009年大量中小企业在创业板的上市而这些中小企业的管理权大多仍掌握在企业家或实际控制人手中在剔除中小板创业板公司样本后由非家族成员担任董事长的比例稳定在 42左右

⑨当我们采用以购建固定资产无形资产和其他长期资产支付的现金与处置固定资产无形资产和其他长期资产收回的现金之差除以期初的总资产来衡量公司资本支出水平时实证结果保持不变

⑩研发投入数据存在大量缺失且可能存在失真情况如为避免向竞争对手透露公司战略公司可能未真实披露其RampD数额

104877810486491048659当我们采用剔除了外观设计的专利总申请数授权数或采用 t+3期的专利申请授权数作为创新水平的代理变量

实证结果保持不变104877810486491048660在控制其他可能影响上市公司现金持有水平的因素后

我们发现非家族董事长企业比家族董事长企业的现金持有水平高

104877810486491048661由于篇幅限制此处未报告相关系数的检验结果104877810486491048662参考邓建平和曾勇(2005)考虑自由现金流影响的股利

支付模型我们对董事长性质与上市公司股利政策进行了重新检验结果保持不变

104877810486491048663当我们以上市公司所在地同行业中由非家族成员担任董事长的比例或上市公司所在地其他上市公司中非家族董事长比例作为工具变量时研究结论保持不变

104877810486491048664由于卫生部披露的各省份无偿献血情况仅有 2004年度及 2005年第一季度的数据且地区社会资本水平也较稳定我们以 2004年各省无偿献血率作为样本区间内地区社会资本水平的衡量指标

104877810486491048665参考魏明海等(2013)我们将上市公司的关联交易按交易方向区分为上市公司向关联方购买销售产品等的关联交易后对董事长性质与控股股东私利行为分别进行检验结论基本不变

104877810486491048666依照CSMAR数据库中对关联交易的分类及本文研究目标我们剔除了类别为ldquo合作项目rdquoldquo许可协议rdquoldquo研究与开发成果rdquoldquo关键管理人员报酬rdquo及ldquo其他事项rdquo的关联交易

104877810486491048667关键变量不显著的原因可能是样本数量太少尽管在不同的公司财务决策下满足筛选条件的样本数量不同但在实际控制人家族保持不变的情况下董事长由家族成员变更为非家族成员的变更事件至多 36起而董事长一直由实际控制人或其家族成员担任的变更事件则至多有 35起

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Page 11: Ý6× ì ,º ¸ Nb u D¢.CX×é1 · 2019-03-26 · u "mmfo fu bm u u 9v fu bm u u ! j0Î Ô5Î 5Îi¤ 6d° g+±.îvÕ g u fô*u g.ú æ < ¼ /§ 7 / % u +piotpo fu bm u u u ¯egdô

《管理世界》(月刊)2017年第 3期

资产其他控制变量定义如表 2 所示若

NF_Chair系数为正表明相比由实际控制人

家族成员担任董事长企业非家族董事长企业

更倾向于采用高负债特别是长期负债实证

检验结果如表 5所示

在表 5中我们提供了董事长性质与上市

公司资本结构关系的实证回归结果其中列

(1)和列(2)回归模型的被解释变量分别为资

产负债率和长期负债率我们发现NF_Chair

的系数在所有回归中均显著为正说明相比

于董事长由实际控制人家族成员担任的企业

非家族董事长企业的负债水平更高债务期限

结构更长也就是说当实际控制人家族不直

接与公司发生联系时控股股东倾向于进行更

多的债务融资尤其是长期债务融资该结果

支持了控股股东可能利用债务融资剥削外部

投资者的观点即在投资者保护较弱的情况

下负债的公司治理作用弱化债务融资成为

服务控股股东掏空行为的工具在非家族董

事长企业中家族与公司声誉的分离使得控股

股东与其他投资者的利益冲突加剧为满足其

私利行为控股股东利用非家族董事长的优势

通过债务融资增加其可控制的资源同时由

于上市公司负有长期债务的还款付息压力比

短期债务小财务困境和破产风险较低长期

负债更能为控股股东转移公司资源提供便利

非家族董事长企业也更偏好长期的债务融

资由此本文的假设 2a和 2b得以验证

(三)现金持有与股利支付

为考察董事长的家族身份对上市公司现金

持有政策的影响我们参考Opler等(1999)王

福胜和宋海旭(2012)以及姜彭等(2015)采

用以下模型检验家族与非家族董事长企业现

金持有水平的差异情况

Casht=γ0+γ1 NF_Chairt +γ2Sizet +γ3BMt

+γ4Divdumt +γ5ROEt +γ6Faget +γ7TOP1t

+γ8TOP25t +γ9Institutiont +γ10CFt +γ11Invtt

+γ12Leveraget +γ13Debtt +γ14Wcapitalt

+γ15Wcapitalt +sumIndustry+sumYear+ε (4)其中Cash为公司的现金持有水平CFIn

vt分别为经净资产调整的经营现金流量净额和

资本支出Wcapital为营运资本与现金及其等价物之差

除以净资产Wcapital为Wcapital的变化量其他控制

变量定义如表 2所示

另外借鉴雷光勇等(2015)和魏志华等(2012)104877810486491048662我

们检验了家族与非家族董事长企业在股利政策方面的

不同本文采用的股利支付模型如下

Dividendt=γ0+γ1NF_Chairt +γ2Sizet +γ3 Leveraget

+γ4BMt +γ5ROEt +γ6CFt +γ7Casht +γ8Invtt +γ9 Faget

+γ10PPEt +γ11TOP1t +γ12TOP25t +γ13Institutiont

+γ14SEOt+sumIndustry+sumYear+ε (5)其中Dividend分别为是否支付现金股利(Divdum)

股利支付率(Divearn)在控制变量中CFCashInvt分

别为经总资产调整的经营现金流量净额现金持有水平

和资本支出SEO为公司是否满足法定再融资条件的虚

拟变量若权益收益率介于[67]之间则 SEO取值为

1否则为 0其他控

制变量定义如表 2 所

示具体实证回归结

果见表 6表 6 报告了董事

长的家族身份对公司

表 5 资本结构

注分别表示在1510水平上显著括号中的数值为 t 值所有检验的标准误差均经过异方差和企业层面的聚类调整

NF_Chair

Size

BM

Fage

TOP1

TOP25

Institution

ROA

PPE

Depre

FCF

Intercept

IndustryYearN

Adj R2

(1)Leverage0043(279)

0061(682)

-0324(-867)

0091(756)-0000(-024)-0001(-156)

-0002(-201)

-1675(-1314)-0021(-023)2474(252)

-0025(-579)

-0768(-382)控制控制94840346

(2)Debt

0009(272)

0026(1568)-0003(-035)

0014(605)-0000(-033)-0000(-196)0000(111)

-0068(-512)

0111(708)

-0458(-350)

-0013(-978)

-0552(-1403)控制控制94830300

表 6 现金持有与股利支付

NF_Chair

Size

Leverage

BM

ROE

Fage

TOP1

TOP25

Institution

CF

Invt

Cash

PPE

SEO

Wcapital

Wcapital

Debt

Divdum

Intercept

IndustryYearN

Adj R2

(1)Cash0029(186)

-0072(-717)

-0237(-782)

0130(310)

-0035(-165)-0031(-167)

0002(348)

0003(419)-0001(-115)

1254(1194)

0523(577)

0237(409)0120(182)

-0211(-288)

0049(409)

1225(562)控制控制86430346

(2)Divdum

-0373(-631)

0417(1110)

-2228(-1441)0711(447)

2634(1237)

-0294(-497)0005(241)

0007(274)

0026(587)

1588(640)

1543(441)

0952(507)

-0419(-203)0149(220)

-9891(-1032)控制控制95070345

(3)Divearn

-0038(-378)0008(148)

-0075(-628)

0118(439)

0066(728)

-0032(-345)

0001(402)

0002(369)0000(005)

0202(516)0021(035)

0316(1075)

0099(304)0000(002)

-0313(-258)控制控制95070173

注分别表示在 1510水平上显著括号中的数值为 t值所有检验的标准误差均经过异方差和企业层面的聚类调整

-- 135

现金持有和股利政策影响的实证结果由表 6列

(1)可知NF_Chair的系数显著为正说明由非家族

成员担任董事长的企业的现金持有水平高于实际

控制人家族担任董事长的企业列(2)~(4)则报告

了董事长性质与上市公司股利支付的关系被解释

变量分别为是否支付股利股利支付率在这两

个模型中NF_Chair的系数均为负且至少在 1水

平上显著说明非家族董事长企业的支付股利意

愿股利支付率均明显比家族董事长企业低表 6的实证结果与非家族董事长企业控股股东代理问

题较严重的解释一致即当实际控制人或其家族成

员不担任董事长时控股股东侵占其他股东利益的

动机增强为方便其关联交易资金侵占等掏空行

为上市公司将持有更多的现金发放更少的股

利因此本文的假设 3和假设 4得以验证

以上分析表明家族企业董事长的家族性质显

著影响上市公司的财务决策具体地与家族董事

长企业相比非家族董事长企业的资本支出创新活

动较少债务融资较多债务期限结构较长现金持

有水平较高股利支付意愿水平均较低我们的实

证结果一致支持了家族声誉的解释即在由非家族

成员担任董事长的情况下家族与公司声誉的分离

导致控股家族具有较强的掠夺外部投资者的动机

从而促使其采取有利于其私有收益的财务决策

(四)内生性检验

在考察管理层的性质对上市公司的影响时已

有研究表明家族企业中管理层的任命与公司的表

现存在内生性问题(Bennedsen et al2007Cucculelli and Micucci2008Fahlenbrach2009)具体而

言当实际控制人家族预示到未来可能发生的业绩

下滑或经营不善时为保护家族声誉家族企业将

任命控制家族以外的职业经理人担任上市公司要

职如CEO等同样地家族企业董事长的任命与公

司财务决策之间也可能存在着内生性影响当公

司的财务决策可能导致更高的财务困境或经营困

难时实际控制家族参与企业管理的动机削弱在

处于不同生命周期阶段的家族企业中控股股东对

职业经理人的需求也存在差异为消除董事长性

质与公司财务决策之间的内生性问题我们采用倾

向得分匹配(Propensity Score MatchingPSM)法和

工具变量法对两者关系进行检验

1倾向得分匹配法

倾向得分匹配方法是解决潜在的内生性问题

的常用方法之一(Imbens and Wooldridge2009)

我们首先对董事长的家族性质与可能影响管理层

任命的因素进行 Probit回归计算样本企业的倾向

得分其次根据不同配对原则我们构建了与非家

族董事长企业具有相近特征的家族董事长企业控

制组样本通过比较这两组样本在公司行为上的

差异我们就可以清楚地看出董事长家族属性对财

务决策的影响为较好地控制样本企业在除董事

长家族身份外其他公司特征的差异我们以各财务

决策模型中的控制变量作为配对变量当然我们

也考虑年度和行业的影响在主检验中我们采用

1∶2的最近邻匹配方法构建实验组和控制组样本

同时为保证检验结果的稳健性我们还采用了 1∶1或 1∶3最近邻匹配核匹配半径匹配及重复抽样

等多种配对方法(Bae et al2011Jameson et al2014)

表 7报告了倾向得分匹配方法的检验结果由

表 7 倾向得分匹配(PSM)结果

注分别表示在 1510水平上显著括号中的数值为 t值在重复抽样检验中括号中的数值为 z值

Panel A最近邻匹配(12)Variable

Invt

Patent_AP

Patent_GR

Leverage

Debt

Cash

Divdum

Divearn

Panel B其他配对方法Variable

Invt

Patent_AP

Patent_GR

Leverage

Debt

Cash

Divdum

Divearn

SampleUnmatchedMatched

UnmatchedMatched

UnmatchedMatched

UnmatchedMatched

UnmatchedMatched

UnmatchedMatched

UnmatchedMatched

UnmatchedMatched11匹配-0016(-1038)

-0316(-1088)

-0410(-1071)0077(812)

0006(327)0012(132)

-0120(-1192)

-0048(-910)

NF_Chair=10054005406190619099409940570057000570057025902590399039901430143

13匹配-0015(-611)

-0206(-432)

-0232(-370)

0054(468)

0008(322)0023(176)

-0082(-547)

-0033(-393)

NF_Chair=00081006814420802214112120387051700400051038102360714047802680173核匹配

-0015(-728)

-0219(-512)

-0245(-442)

0055(520)

0008(354)0025(194)

-0091(-708)

-0035(-480)

Difference-0027-0014-0823-0183-1147-02180183005300170007-01220023

-0316-0079-0125-003半径匹配-0018(-643)

-0257(-411)

-0332(-406)

0052(483)

0009(308)0020(126)

-0107(-629)

-0042(-427)

T-stat-1442-565-2146-370-2325-3322402441966254

-1064178

-2923-506-1894-336

重复抽样-0014(-485)

-0183(-508)

-0218(-365)053(342)

0007(227)

0023(244)

-0079(-579)

-0030(-369)

控股家族的ldquo垂帘听政rdquo与公司财务决策

中国上市公司研究

-- 136

《管理世界》(月刊)2017年第 3期

Panel A可知非家族成员董事长与家族成员董事

长企业的投资融资股利政策不仅在配对前明显

不同在控制公司除董事长家族属性外的其他特征

差异后该差异仍然显著存在且与前文实证回归

结果一致具体而言与由实际控制人家族担任董

事长的企业相比非家族成员担任董事长的企业的

资本支出较少以专利申请专利授权量衡量的创

新产出水平较低负债比例较高债务期限结构较

长现金持有较多股利支付的意愿股利支付率均

较低Panel B列示了采用其他配对方法的财务决

策差异检验结果结论与 Panel A 一致在此不再

赘述

2工具变量法

为解决董事长任命与财务决策之间的内生性

问题我们还使用工具变量法检验两者的关系

由于本文的内生变量 NF_Chair 为二元变量我们

采用扩展的 Heckman 两阶段模型即处理效应模型

(Treatment Effect Model)进 行 检 验(Heckman1979)依据本文的研究问题有效的工具变量需

满足两个条件(1)工具变量与上市公司家族董事

长的任命相关即相关性(2)工具变

量与公司财务决策无关只能通过上

市公司董事长的家族性质影响公司

的财务决策即外生性本文采用各

省的无偿献血率及婚姻状况作为上

市公司董事长是否为家族成员的工

具变量104877810486491048663

控股家族是否担任上市公司董事

长受家族拥有的社会资本和家族关系

的影响当控股家族的社会资本越

高如拥有政治关联行业商会身份

等家族为上市公司带来的资源越多

收益越高相比非家族董事长由家族

成员延续公司经营管理更有利于保

存发挥家族社会资本的作用(Xu etal2015)即控股家族拥有的社会

资本越多任用家族董事长的可能性

越高由于无偿献血率反映了地区的

社会资本水平(Guiso et al2004)对

上市公司董事长的选择产生作用而

无偿献血率又不受公司财务决策的影

响(潘越等2009)因此无偿献血率(VBD)是董事

长家族性质的有效工具变量各省的无偿献血数

据来源自卫生部官方网站104877810486491048664家族观念的强弱也会

影响控股家族成员担任上市公司董事长的意愿

当控股家族关系越紧密时家族凝聚力越强由家

族成员担任家族企业董事长的可能性越高地区

水平的婚姻状况反映了人们对家族关系的态度

(Chahine and Goergen2013)从而影响了家族企业

董事长的选择同时地区水平的婚姻状况与上市

公司财务决策也不存在相关关系因此我们选用

地区婚姻状况(Marriage)作为董事长家族性质的工

具变量具体地我们以地区每万人登记结婚件数

与离婚办理件数的自然对数之差衡量地区的家庭

关系强度该数值越大表明地区家庭关系越紧

密地区婚姻状况数据来源于各年《中国民政统计

年鉴》我们预期当地区无偿献血率越高家族关

系越紧密控股家族担任董事长的可能性越高非

家族董事长概率越低即 VBD 和 Marriage 均与

NF_Chair负相关

表 8列示了工具变量法的回归结果在第一阶

表 8 Heckman两阶段回归结果

注分别表示在 1510水平上显著括号中的数值为 t值所有检验的标准误差均经过异方差和企业层面的聚类调整

NF_Chair

Lambda

Size

BM

Leverage

ROA

ROE

Fage

TOP1

TOP25

Institution

Intercept

工具变量

VBD

Marriage

ControlsIndustryYearN

Adj R2

(1)Invt

-0061(-277)0027(208)0001(074)

-0034(-430)-0004(-117)

-0018(-417)

0000(281)

0000(207)

0001(707)

0143(385)

-0275(-213)

-0319(-711)控制控制控制84380175

(2)Patent_AP-1405(-354)

0675(291)

0222(526)

-0464(-222)-0027(-032)0501(188)

-0254(-346)0001(041)-0001(-019)

0023(454)

-4034(-457)

-0301(-236)

-0333(-756)控制控制控制67350347

(3)Patent_GR-1983(-383)

0984(327)

0200(376)-0114(-043)-0132(-124)-0102(-029)

-0327(-356)-0004(-116)-0006(-139)

0031(446)

-3446(-306)

-0301(-236)

-0333(-756)控制控制控制67350445

(4)Leverage0067(076)-0014(-028)

0061(690)

-0319(-765)

-1660(-1193)

0089(563)-0000(-010)-0001(-128)

-0002(-205)

-0780(-397)

-0315(-248)

-0316(-719)控制控制控制94840346

(5)Debt

-0018(-085)0016(133)

0026(1565)-0009(-094)

-0084(-429)

0017(530)-0000(-087)

-0000(-243)0000(121)

-0539(-1347)-0315(-248)

-0316(-719)控制控制控制94830300

(6)Cash

0624(488)

-0353(-463)

-0062(-612)

0222(480)

-0285(-909)

-0020(-093)

-0083(-397)

0003(501)

0005(585)

-0003(-244)

0728(296)-0206(-159)

-0329(-727)控制控制控制86430352

(7)Divdum

-1399(-316)0607(236)

0406(1069)

0513(297)

-2152(-1351)

2597(1203)

-0190(-255)0002(088)0002(057)

0028(623)

-9321(-957)

-0301(-236)

-0326(-743)控制控制控制95070346

(8)Divearn-0151(-225)0066(170)0007(118)

0095(329)

-0062(-436)

0057(547)

-0021(-189)

0001(286)

0001(204)0000(024)

-0242(-187)

-0301(-236)

-0326(-743)控制控制控制95070174

-- 137

段 回 归 中 我 们 以 董 事 长 是 否 为 非 家 族 成 员

(NF_Chair)作为因变量对工具变量及主检验模型中

的控制变量进行 Probit回归受篇幅限制我们仅报

告了工具变量的回归结果由表 8可知VBD与Mar

riage的系数均为显著为负与预期相符说明无偿献

血率和地区婚姻状况是董事长家族性质的有效工具

变量在第二阶段中我们将第一阶段 Probit回归得

到的逆米尔斯比率(Lambda)加入到主检验模型中并

考察董事长性质对公司财务决策的影响我们发现

Lambda的系数在除资本结构外的所有模型中均十分

显著这就表明我们在分析董事长性质与财务决策的

关系时考虑内生性问题的必要性同时除负债率和

期限结构模型中NF_Chair系数的显著性有所下降外

NF_Chair的系数均至少在 5水平显著系数符号也

与主检验的回归结果一致表明控股家族是否担任董

事长显著影响了上市公司的财务决策选择

综合倾向得分匹配法与工具变量法的实证结果

表明在控制了潜在的内生性问题后董事长性质与

公司财务决策的关系不变也即我们的结论具有稳健

性非家族董事长企业与家族董事长企业之间的财务

决策存在显著差异具体而言相比家族董事长企

业非家族董事长企业的投资创新较少负债率较

高债务期限结构较长现金持有较多股利支付意

愿支付率均较低

五进一步研究控股家族ldquo垂帘听

政rdquo对公司治理及公司绩效的影响

本文以上研究发现可以被解释为控股家族的财

务保守行为(除负债率高这一结果之外)而不是我们

分析的因为家族声誉与上市公司声誉的分离使得控

股家族有更强的掏空动机所致在此部分为验证控

股家族ldquo垂帘听政rdquo对家族企业财务行为的影响主要

服务于控股家族的私有利益我们检验了控股家族

ldquo垂帘听政rdquo对公司代理问题产生的影响首先我们

考察了当实际控制人家族成员不担任董事长时控股

股东是否有更多的剥夺中小股东利益的行为其次

我们检验了控股股东较强的掏空动机是否会影响上

市公司的第一类代理问题并以此说明控股股东是否

会与管理层合谋来实现其ldquo隧道rdquo行为此外我们还

检验了董事长的家族身份对公司绩效的影响为控股

家族ldquo垂帘听政rdquo对公司所产生的不良经济后果提供

进一步的证据支持

(一)非家族成员董事长与控股股东私利

行为

为验证非家族董事长公司是否比家族董事

长公司存在更严重的控股股东代理问题借鉴已

有研究我们从两方面衡量控股股东的私利行

为资金占用程度(OREC)即其他应收款净额除

以总资产(Jiang et al2010Liu et al2015Xuet al2015)关联交易情况包括上市公司总关

联交易额占总资产的比例(RPT)关联交易次数

的自然对数 104877810486491048665(NRPT)(Cheung et al2006Jianand Wong2010Peng et al2011Liu et al2015)在检验控股股东掏空行为的模型中除

关键变量 NF_Chair外我们控制了公司规模资

产负债率资产收益率总资产的账市比公司年

龄第一大股东持股比例等公司特征变量及行

业年度固定效应回归结果如表 9所示

列(1)~(3)的结果表明NF_Chair的系数均

显著为正即相对于由实际控制人家族担任董事

长的企业非家族成员担任董事长的公司中控股

表 9 控股股东的私利行为

注分别表示在 1510水平上显著括号中的数值为 t值所有检验的标准误差均经过异方差和企业层面的聚类调整

NF_Chair

Size

Leverage

ROA

BM

Fage

TOP1

TOP25

PPE

Bsize

Independence

Institution

Intercept

IndustryYearN

Adj R2

(1)OREC

0008(290)

-0006(-347)

0052(574)

-0191(-800)

-0031(-449)

0008(463)0000(009)

0000(217)

-0069(-662)-0001(-136)-0024(-119)

-0000(-268)

0281(671)控制控制94720370

(2)RPT

0043(260)0007(069)

0387(725)-0039(-030)

-0123(-287)0039(228)

0002(333)-0001(-089)0016(029)0002(059)-0013(-011)-0002(-191)-0256(-125)控制控制94720139

(3)NRPT0073(168)

0513(2150)

0639(941)-0174(-085)-0111(-101)0063(152)0003(169)

-0008(-476)

0537(390)0019(152)-0379(-111)0001(043)

-9705(-1831)控制控制94720329

(4)RPT_limit0042(256)0007(073)

0388(736)-0028(-022)

-0117(-276)0038(225)

0002(322)-0001(-096)0017(032)0003(063)-0013(-011)-0002(-188)-0293(-143)控制控制94720140

(5)NRPT_limit

0086(191)

0531(2153)

0702(982)-0219(-103)-0082(-071)0080(187)0002(138)

-0009(-508)

0568(404)0016(125)-0421(-120)0001(048)

-10218(-1824)控制控制94720333

控股家族的ldquo垂帘听政rdquo与公司财务决策

中国上市公司研究

-- 138

《管理世界》(月刊)2017年第 3期

股东与中小股东的利益冲突更加严重控股股东侵

占上市公司资金通过关联交易转移公司资源的私

利行为更多当实际控制人或其家族成员不担任

董事长时家族与上市公司的关系较为松散家族

声誉与上市公司声誉的分离导致控股股东的掏空

动机增加一方面为满足其掏空需求控股股东

倾向于将更多的资源保留在公司内部如减少长期

投资提高负债比率延长债务期限持有更多的现

金减少发放股利等另一方面控股股东的机会主

义行为也减少了可用于投资创新活动的资金从

而导致非家族董事长企业的资本支出和专利数量

均较少另外由于部分关联交易可能是公司经营

所需或是服务于公司发展目标而进行的正常交易

活动借鉴姜付秀等(2015)我们在剔除部分可能

存在噪音的关联交易类别后重新检验了董事长性

质 与 关 联 交 易 额(RPT_limit)关 联 交 易 次 数

(NRPT_limit)的关系104877810486491048666列(4)和列(5)报告了该部

分的回归结果与以总关联交易作为被解释变量

的回归模型检验结果一致NF_Chair的系数均显著

为正即相比家族董事长企业非家族董事长企业

与其关联公司有更多的非正常交易潜在的控股股

东私利行为更加严重

(二)非家族成员董事长与管理层代理问题

尽管股东与经理人之间的利益冲突在股权高

度集中的家族企业中较不突出然而在控股股东

不同的掏空动机下家族与非家族董事长企业中的

第一类代理问题可能存在差别当上市公司董事

长由非家族成员担任时控股家族具有较强的攫取

控制权私利的动机而大股东的掏空行为将影响公

司的业绩在以业绩为参照的薪酬体制下大股东

的私利行为将受到管理层的抵制(Wang and Xiao2011)同时因大股东的掏空行为引致的公司负

面报道或业绩不善将损害管理层的声誉(Dyck etal2008)基于自身社会声誉及职业生涯的考虑

管理层将倾向于不配合控股股东的掏空决策因

此为更易实施其机会主义行为疏通其转移资源

的ldquo隧道rdquo控股股东可能会采取联合管理层的方式

侵占中小股东的利益(Burkart et al2003)如降低

薪酬业绩敏感性和离职业绩敏感性增加在职消费

等(苏冬蔚熊家财2013)也即相比于家族董事

长企业非家族董事长公司的控股股东可能会增加

对管理层的激励包括削弱管理层薪酬与业绩的关

联度提高管理层的职位稳定性允许更高的在职

消费等弥补管理层可能的声誉损失

同时由于实际控制人通过任命管理层能够轻

易地获取私利(唐跃军左晶晶2014)中国家族企

业的董事长常与控股股东存在关联(La Porta et al1999Mullins and Schoar2016)董事长的这一特征

为控股家族实现与管理层的合谋提供了可能另

外当上市公司具有较严重的第二类代理问题时

公司的绩效不能很好地反映管理层的努力程度和

能力水平由于缺乏明确的评价管理层表现的标

准管理层的薪酬任职与业绩的关系也较弱(Caoet al2011Wang and Xiao2011)对此我们检验

了董事长性质与管理层薪酬-业绩敏感性离职-业绩敏感性之间的关系即家族与上市公司声誉的分

离在提高控股股东私利行为的同时是否也会恶化

家族企业内的第一类代理问题

表 10列(1)~(3)分别报告了高管董事管理

层薪酬mdash业绩敏感性的回归结果在实证模型中

我们分别采用薪酬最高的前 3名高管董事董监高

的平均薪酬的自然对数作为因变量并控制了高

管董事会管理层的持股比例以及如公司规模等

公司特征变量由表 10 可知检验的关键变量

NF_Chair与 ROA的交叉项在所有薪酬模型中均显

著为负表明相比于家族董事长企业由非家族成

员担任董事长的家族企业中管理层的薪酬mdash业绩

敏感性较低其次我们考察了两类企业中 CEO

董事长的离职mdash业绩敏感性的差异在列(4)和列

(5)显示的 Probit 回归模型中被解释变量分别为

CEO或董事长是否发生变更的哑变量控制变量除

公司规模等特征变量外还包括 CEO或董事长的学

历年龄及任期等可以看出核心变量 NF_Chair

与ROA的交叉项在变更模型中均为正且在 1水平

上显著这就说明在非家族董事长企业中CEO和

董事长因公司业绩表现不佳而发生更替的可能性

较小其离职mdash业绩敏感性比家族董事长企业显著

较低在剔除了董事长与 CEOldquo二职合一rdquo的样本

后回归结果保持不变最后我们也检验了董事

长的家族性质与管理层在职消费之间的关系其中

管理层的在职消费情况用企业支付其他与经营活

动有关的现金与总资产的比例管理费用与总资产

-- 139

的比例进行衡量如列(6)和列(7)所示NF_Chair

的系数显著为正说明与家族董事长企业相比非

家族董事长企业中管理层的在职消费更高以上

结果表明在实际控制人家族不担任上市公司董事

长的家族企业中不仅控股股东具有较多的掏空行

为经理人的代理问题也更加严重即家族声誉与

上市公司声誉的分离恶化了上市公司的治理水平

管理层可能与控股股东合谋而为其机会主义行为

提供便利

(三)非家族成员董事长与公司绩效

与董事长性质相对应的公司的财务决策一方

面可能是实际控制人攫取其个人私利的手段从而

损害了公司的业绩表现另一方面家族与非家族

董事长企业财务决策的差异可能适应了公司发展

需要对公司有利因此考察控股家族是否担任

董事长对上市公司绩效的影响将有助于我们更好

地判别上市公司财务决策背后的动机为检验董

事长的家族身份对业绩的影响我们从 3个方面衡

量公司的会计绩效包括资产收益率(ROA)权益

收益率(ROE)销售利润率(ROS)另外由于中国

企业很少破产我们也将企业是否被证监会ldquoSTrdquo或ldquoPTrdquo视为经营不善的极端情况采用以公司股票是

否被特殊处理的二元变量(ST)作为因变量的Probit

模型比较了家族与非家族董事长企业在绩效表现

上 的 差 异 除 董 事 长 是 否 为 非 家 族 成 员

(NF_Chair)这一关键变量外我们在实证模型中也

控制了可能影响公司绩效的因素如公

司规模负债率等公司特征变量及董事

会规模独立董事占比等公司治理变

量实证结果如表 11所示

表 11 列示了董事长的家族身份与

公司绩效的关系的检验结果由列(1)~(3)可以看出NF_Chair 的系数均显著

为负说明与由实际控制人家族成员担

表 11 公司绩效

注分别表示在 1510水平上显著括号中的数值为 t值所有检验的标准误差均经过异方差和企业层面的聚类调整

NF_Chair

Size

Leverage

BM

PPE

Invt

Fage

TOP1

TOP25

Institution

Bsize

Independence

Intercept

IndustryYearN

Adj R2

(1)ROA

-0011(-438)

0020(1276)

-0102(-1368)

-0081(-1313)

-0043(-464)

0043(284)0003(132)

0001(841)

0001(557)

0001(595)

0002(225)-0007(-034)

-0319(-827)控制控制85960326

(2)ROE

-0018(-281)

0033(1065)

0033(310)

-0182(-1307)

-0076(-306)0051(123)0002(037)

0002(1018)

0002(823)

0002(453)-0001(-027)-0041(-075)

-0555(-782)控制控制85960068

(3)ROS

-0031(-247)

0067(961)

-0470(-1166)

-0099(-386)-0084(-193)0158(213)0014(174)

0001(397)

0001(241)

0002(218)0005(122)0021(020)

-1411(-334)控制控制85770228

(4)ST

0294(362)

-0624(-1027)1597(800)0279(108)

0606(199)

-4419(-384)

0538(453)-0001(-019)-0005(-122)

-0019(-252)0024(096)0758(101)

5425(436)控制控制85810477

表 10 薪酬及离职业绩敏感性在职消费

注Ownership在列(1)~(3)中分别为高管董事管理层的持股比例Education与 Tenure分别表示 CEO或董事长的学历任期Duality表示董事长与 CEO是否二职合一若董事长与 CEO为同一人则取值为 1否则为 0在列(4)和(5)中公司绩效 ROA为上一期的资产收益率在列(6)和(7)中PPE为固定资产与存货净额之和除以总资产分别表示在 1510水平上显著括号中的数值为 t值所有检验的标准误差均经过异方差和企业层面的聚类调整

NF_Chair

NF_ChairtimesROA

ROA

Size

Fage

TOP1

TOP25

Institution

Leverage

BM

PPE

Bsize

Independence

Ownership

Education

Age

Tenure

Duality

InterceptIndustryYearN

Adj R2

(1)Execomp-0023(-067)

-0773(-286)

1415(651)

0362(1902)0010(035)0001(132)

0006(426)

0006(269)

-0092(-184)

-0500(-613)-0126(-122)

0039(437)0396(156)

0185(247)

3186(673)控制控制90470479

(2)Dircomp-0061(-158)

-0828(-274)

1452(617)

0405(1973)-0026(-085)0001(047)

0004(278)0004(160)

-0120(-245)

-0549(-624)-0165(-152)

0060(631)0054(020)

0190(247)

2158(390)控制控制89600457

(3)Dsecomp-0001(-003)

-0767(-268)

1428(642)

0368(1961)0026(092)0002(144)

0006(441)

0006(234)

-0081(-166)

-0486(-605)-0050(-047)

0038(401)0321(128)0027(041)

3124(695)控制控制83900418

(4)CEO_change0142(384)

1637(410)

-2051(-633)

0068(324)0053(144)

-0003(-267)-0003(-183)-0004(-134)0038(075)

-0262(-251)-0056(-047)-0006(-054)0290(083)

-0035(-196)

0010(474)

-0249(-2146)

-0096(-269)

-1738(-228)控制控制82530183

(5)Chair_change0356(805)

1450(320)

-1507(-375)0068(257)

0251(452)

-0005(-346)

-0006(-287)-0004(-104)

0131(266)

-0428(-287)-0167(-106)

-0089(-401)-0002(-086)

-0160(-1465)

-0309(-551)

-5719(-998)控制控制83870231

(6)Fee_other0009(244)

-0011(-538)

0012(400)0000(035)-0000(-126)0000(154)

-0036(-367)0002(183)0055(190)

0245(557)控制控制97340129

(7)Fee_manage0006(432)

-0013(-1344)0004(337)

-0000(-255)-0000(-017)

0000(357)

0005(127)

0001(202)0008(059)

0268(1231)控制控制97330233

控股家族的ldquo垂帘听政rdquo与公司财务决策

中国上市公司研究

-- 140

《管理世界》(月刊)2017年第 3期

任董事长的公司相比非家族董事长企业的 ROA

ROEROS均较低列(4)报告了董事长的家族性

质 与 上 市 公 司 被 证 监 会ldquoSTrdquo的 概 率 的 关 系

NF_Chair的系数为正且在 1水平显著表明非家

族董事长公司比家族董事长公司更可能被ldquoSTrdquo即非家族董事长企业在出现亏损的情况下更不容易

扭亏为盈综合结果显示相比于家族董事长企

业非家族董事长公司的绩效较差即前文阐述的

家族与非家族董事长企业财务决策的差异更可能

是控股家族基于自利目标选择的结果服务于控股

股东侵占中小股东利益的动机为控股家族ldquo垂帘

听政rdquo扭曲了公司财务决策提供了进一步的证据

支持

六稳健性检验

为保证本文结论的可信性我们从以下几个方

面进行了稳健性检验包括

(1)参照冯旭南(2012)闵亦杰等(2016)我们

将最终控制人可追溯到自然人或家族且其控股比

例不少于 10的企业定义为家族企业并重新进行

以上检验结果支持前文结论当我们以 20作为

定义家族企业的临界点时结论保持不变

(2)参 照 王 化 成 等(2007)韩 亮 亮 和 李 凯

(2008)以及苏忠秦和黄登仕(2012)等我们在剔

除了 STPT类上市公司后对董事长性质与财务决

策的关系进行重新检验实证回归结果与前文基本

一致借鉴涂瑞和肖作平(2010)我们以剔除了资

产负债率大于 1的公司后的样本作为研究对象结

论与前文一致

(3)为消除行业影响我们以经过行业调整的

投资融资股利支付等各项财务决策变量作为解

释变量对研究假设进行了重新检验结果未有实

质性改变另外我们采用 Tobit模型对创新产出

股利支付关联交易与董事长的家族性质之间的关

系进行重新检验结论与主检验相同

(4)借鉴 Amore 等(2011)我们以董事长变更

作为外生事件采用 Difference-in-Difference(DID)方法检验董事长性质与财务决策的关系为检验

两者关系我们以控制家族不变而董事长发生变更

的企业变更前后各两年的样本作为研究对象其

中实验组为由家族董事长变更为非家族董事长的

企业对照组为董事长一直由控制家族担任的企

业在选择变更样本前我们要求样本企业在关键

变量上不存在数据缺失的情况研究发现DID检

验的实证结果与前文结论基本一致但关键变量系

数的显著性下降104877810486491048667

(5)控股家族尽管可能选择不做董事长但可

能派出家族成员担任 CEO这与本文所界定的ldquo垂

帘听政rdquo有所差异为进一步明确ldquo垂帘听政rdquo的含

义我们将控股家族完全放弃上市公司关键职位

(包括董事长和 CEO)的现象重新定义为ldquo垂帘听

政rdquo并重新检验ldquo垂帘听政rdquo对财务决策的影响结

论保持基本不变

限于篇幅我们没有在文中报告稳健性检验的

结果

七结论

基于诸多中国家族上市公司董事长由非家族

成员担任这一现象本文以 1999~2014年所有 A股

上市家族企业作为研究样本实证检验了董事长是

否为实际控制人家族成员对上市公司财务决策的

影响我们研究发现当家族企业的董事长由与实

际控制人无明确家族关系的人员担任时上市公司

的财务决策明显区别于家族成员担任董事长的企

业具体而言与家族董事长企业相比非家族董

事长企业的资本支出和创新产出较少负债比例较

高债务期限结构较长现金持有较多股利支付的

意愿股利支付率均较低同时非家族董事长企

业的绩效也较差被ldquoSTrdquo的可能性更高进一步的

检验表明在由非家族成员担任董事长的家族企业

中公司治理水平较低主要表现为较严重的控股

股东代理问题包括更多的关联交易和资金占用

等与此同时管理层的代理倾向也较高包括管

理层的薪酬mdash业绩敏感性离职mdash业绩敏感性较

低在职消费较多等综合实证结果表明当实际

控制人家族不担任公司董事长时家族与上市公司

声誉的分离增强了控股股东侵占中小股东利益的

动机公司财务决策成为服务控股股东掏空行为的

重要工具即新兴市场中的家族企业财务决策与控

股股东代理问题相关在考虑了潜在的董事长任

命与公司决策之间的内生性问题及一系列稳健性

检验后本文研究结论保持不变

-- 141

本文从非家族董事长的角度考察了控股家族

与上市公司之间的关系为家族与非家族参与公司

财务决策的差异提供了新的解释既补充了家族企

业财务决策领域的文献丰富了有关控股股东代理

问题的研究也为新兴市场中声誉如何发挥作用提

供了证据同时本文的研究结论也有助于投资者

进一步认识家族企业从表现上看引入职业经理

人固然可以降低控股家族对家族企业的控制提高

管理层的经营能力改善公司绩效然而与非家族

CEO非家族董事不同由家族放弃直接管理权引

入非家族董事长带来的可能是居于ldquo幕后rdquo的控股

股东更强的转移公司资源的动机恶化公司经营情

况因此在评价家族对上市公司可能的影响时

我们应具体分析家族涉入的方式及程度而进一步

结合控股家族的其他特征如家族内部结构股权变

动情况等进行分析也是我们后续研究努力的方向

(作者单位中国人民大学商学院责任编辑

尚增健)

注释

①Allen等(2005)针对中国家族企业创始人或高管的调查显示ldquo提升声誉rdquo是企业上市的重要原因之一而ldquo声誉损失rdquo则被视为是公司失败的主要风险

②以本文样本为参考中国上市家族企业中 CEO由非家族成员担任的比例约为 63这一比例也高于国外家族企业职业经理人的占比

③依据 2015年《中国家族企业传承报告》在其抽样调查的 839家家族控股企业中绝大多数企业仍由第一代创始人管控Xu等(2015)的研究也显示在 2003~2011年间仅有 20的上市家族企业的董事长或CEO由二代担任

④家族企业职业经理人与控制家族反目的事件屡见不鲜其中国美电器就是职业经理人与控制家族斗争的典型例子

⑤2015年《中国家族企业传承报告》显示约 74的企业主年龄介于 40~60 岁之间60 岁以上的家族企业主仅 8左右本文样本也表明实际控制人的平均年龄为 50岁左右

⑥对于控股家族退居ldquo幕后rdquo是否以及怎样影响了企业财务行为我们在后文进行了较为详细的分析

⑦在判定最终控制人时我们采用的上市公司职位级别排序的标准为董事长gtCEO或总经理gt董事gt其他

⑧对此变化的可能解释为 2008~2009年大量中小企业在创业板的上市而这些中小企业的管理权大多仍掌握在企业家或实际控制人手中在剔除中小板创业板公司样本后由非家族成员担任董事长的比例稳定在 42左右

⑨当我们采用以购建固定资产无形资产和其他长期资产支付的现金与处置固定资产无形资产和其他长期资产收回的现金之差除以期初的总资产来衡量公司资本支出水平时实证结果保持不变

⑩研发投入数据存在大量缺失且可能存在失真情况如为避免向竞争对手透露公司战略公司可能未真实披露其RampD数额

104877810486491048659当我们采用剔除了外观设计的专利总申请数授权数或采用 t+3期的专利申请授权数作为创新水平的代理变量

实证结果保持不变104877810486491048660在控制其他可能影响上市公司现金持有水平的因素后

我们发现非家族董事长企业比家族董事长企业的现金持有水平高

104877810486491048661由于篇幅限制此处未报告相关系数的检验结果104877810486491048662参考邓建平和曾勇(2005)考虑自由现金流影响的股利

支付模型我们对董事长性质与上市公司股利政策进行了重新检验结果保持不变

104877810486491048663当我们以上市公司所在地同行业中由非家族成员担任董事长的比例或上市公司所在地其他上市公司中非家族董事长比例作为工具变量时研究结论保持不变

104877810486491048664由于卫生部披露的各省份无偿献血情况仅有 2004年度及 2005年第一季度的数据且地区社会资本水平也较稳定我们以 2004年各省无偿献血率作为样本区间内地区社会资本水平的衡量指标

104877810486491048665参考魏明海等(2013)我们将上市公司的关联交易按交易方向区分为上市公司向关联方购买销售产品等的关联交易后对董事长性质与控股股东私利行为分别进行检验结论基本不变

104877810486491048666依照CSMAR数据库中对关联交易的分类及本文研究目标我们剔除了类别为ldquo合作项目rdquoldquo许可协议rdquoldquo研究与开发成果rdquoldquo关键管理人员报酬rdquo及ldquo其他事项rdquo的关联交易

104877810486491048667关键变量不显著的原因可能是样本数量太少尽管在不同的公司财务决策下满足筛选条件的样本数量不同但在实际控制人家族保持不变的情况下董事长由家族成员变更为非家族成员的变更事件至多 36起而董事长一直由实际控制人或其家族成员担任的变更事件则至多有 35起

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Page 12: Ý6× ì ,º ¸ Nb u D¢.CX×é1 · 2019-03-26 · u "mmfo fu bm u u 9v fu bm u u ! j0Î Ô5Î 5Îi¤ 6d° g+±.îvÕ g u fô*u g.ú æ < ¼ /§ 7 / % u +piotpo fu bm u u u ¯egdô

现金持有和股利政策影响的实证结果由表 6列

(1)可知NF_Chair的系数显著为正说明由非家族

成员担任董事长的企业的现金持有水平高于实际

控制人家族担任董事长的企业列(2)~(4)则报告

了董事长性质与上市公司股利支付的关系被解释

变量分别为是否支付股利股利支付率在这两

个模型中NF_Chair的系数均为负且至少在 1水

平上显著说明非家族董事长企业的支付股利意

愿股利支付率均明显比家族董事长企业低表 6的实证结果与非家族董事长企业控股股东代理问

题较严重的解释一致即当实际控制人或其家族成

员不担任董事长时控股股东侵占其他股东利益的

动机增强为方便其关联交易资金侵占等掏空行

为上市公司将持有更多的现金发放更少的股

利因此本文的假设 3和假设 4得以验证

以上分析表明家族企业董事长的家族性质显

著影响上市公司的财务决策具体地与家族董事

长企业相比非家族董事长企业的资本支出创新活

动较少债务融资较多债务期限结构较长现金持

有水平较高股利支付意愿水平均较低我们的实

证结果一致支持了家族声誉的解释即在由非家族

成员担任董事长的情况下家族与公司声誉的分离

导致控股家族具有较强的掠夺外部投资者的动机

从而促使其采取有利于其私有收益的财务决策

(四)内生性检验

在考察管理层的性质对上市公司的影响时已

有研究表明家族企业中管理层的任命与公司的表

现存在内生性问题(Bennedsen et al2007Cucculelli and Micucci2008Fahlenbrach2009)具体而

言当实际控制人家族预示到未来可能发生的业绩

下滑或经营不善时为保护家族声誉家族企业将

任命控制家族以外的职业经理人担任上市公司要

职如CEO等同样地家族企业董事长的任命与公

司财务决策之间也可能存在着内生性影响当公

司的财务决策可能导致更高的财务困境或经营困

难时实际控制家族参与企业管理的动机削弱在

处于不同生命周期阶段的家族企业中控股股东对

职业经理人的需求也存在差异为消除董事长性

质与公司财务决策之间的内生性问题我们采用倾

向得分匹配(Propensity Score MatchingPSM)法和

工具变量法对两者关系进行检验

1倾向得分匹配法

倾向得分匹配方法是解决潜在的内生性问题

的常用方法之一(Imbens and Wooldridge2009)

我们首先对董事长的家族性质与可能影响管理层

任命的因素进行 Probit回归计算样本企业的倾向

得分其次根据不同配对原则我们构建了与非家

族董事长企业具有相近特征的家族董事长企业控

制组样本通过比较这两组样本在公司行为上的

差异我们就可以清楚地看出董事长家族属性对财

务决策的影响为较好地控制样本企业在除董事

长家族身份外其他公司特征的差异我们以各财务

决策模型中的控制变量作为配对变量当然我们

也考虑年度和行业的影响在主检验中我们采用

1∶2的最近邻匹配方法构建实验组和控制组样本

同时为保证检验结果的稳健性我们还采用了 1∶1或 1∶3最近邻匹配核匹配半径匹配及重复抽样

等多种配对方法(Bae et al2011Jameson et al2014)

表 7报告了倾向得分匹配方法的检验结果由

表 7 倾向得分匹配(PSM)结果

注分别表示在 1510水平上显著括号中的数值为 t值在重复抽样检验中括号中的数值为 z值

Panel A最近邻匹配(12)Variable

Invt

Patent_AP

Patent_GR

Leverage

Debt

Cash

Divdum

Divearn

Panel B其他配对方法Variable

Invt

Patent_AP

Patent_GR

Leverage

Debt

Cash

Divdum

Divearn

SampleUnmatchedMatched

UnmatchedMatched

UnmatchedMatched

UnmatchedMatched

UnmatchedMatched

UnmatchedMatched

UnmatchedMatched

UnmatchedMatched11匹配-0016(-1038)

-0316(-1088)

-0410(-1071)0077(812)

0006(327)0012(132)

-0120(-1192)

-0048(-910)

NF_Chair=10054005406190619099409940570057000570057025902590399039901430143

13匹配-0015(-611)

-0206(-432)

-0232(-370)

0054(468)

0008(322)0023(176)

-0082(-547)

-0033(-393)

NF_Chair=00081006814420802214112120387051700400051038102360714047802680173核匹配

-0015(-728)

-0219(-512)

-0245(-442)

0055(520)

0008(354)0025(194)

-0091(-708)

-0035(-480)

Difference-0027-0014-0823-0183-1147-02180183005300170007-01220023

-0316-0079-0125-003半径匹配-0018(-643)

-0257(-411)

-0332(-406)

0052(483)

0009(308)0020(126)

-0107(-629)

-0042(-427)

T-stat-1442-565-2146-370-2325-3322402441966254

-1064178

-2923-506-1894-336

重复抽样-0014(-485)

-0183(-508)

-0218(-365)053(342)

0007(227)

0023(244)

-0079(-579)

-0030(-369)

控股家族的ldquo垂帘听政rdquo与公司财务决策

中国上市公司研究

-- 136

《管理世界》(月刊)2017年第 3期

Panel A可知非家族成员董事长与家族成员董事

长企业的投资融资股利政策不仅在配对前明显

不同在控制公司除董事长家族属性外的其他特征

差异后该差异仍然显著存在且与前文实证回归

结果一致具体而言与由实际控制人家族担任董

事长的企业相比非家族成员担任董事长的企业的

资本支出较少以专利申请专利授权量衡量的创

新产出水平较低负债比例较高债务期限结构较

长现金持有较多股利支付的意愿股利支付率均

较低Panel B列示了采用其他配对方法的财务决

策差异检验结果结论与 Panel A 一致在此不再

赘述

2工具变量法

为解决董事长任命与财务决策之间的内生性

问题我们还使用工具变量法检验两者的关系

由于本文的内生变量 NF_Chair 为二元变量我们

采用扩展的 Heckman 两阶段模型即处理效应模型

(Treatment Effect Model)进 行 检 验(Heckman1979)依据本文的研究问题有效的工具变量需

满足两个条件(1)工具变量与上市公司家族董事

长的任命相关即相关性(2)工具变

量与公司财务决策无关只能通过上

市公司董事长的家族性质影响公司

的财务决策即外生性本文采用各

省的无偿献血率及婚姻状况作为上

市公司董事长是否为家族成员的工

具变量104877810486491048663

控股家族是否担任上市公司董事

长受家族拥有的社会资本和家族关系

的影响当控股家族的社会资本越

高如拥有政治关联行业商会身份

等家族为上市公司带来的资源越多

收益越高相比非家族董事长由家族

成员延续公司经营管理更有利于保

存发挥家族社会资本的作用(Xu etal2015)即控股家族拥有的社会

资本越多任用家族董事长的可能性

越高由于无偿献血率反映了地区的

社会资本水平(Guiso et al2004)对

上市公司董事长的选择产生作用而

无偿献血率又不受公司财务决策的影

响(潘越等2009)因此无偿献血率(VBD)是董事

长家族性质的有效工具变量各省的无偿献血数

据来源自卫生部官方网站104877810486491048664家族观念的强弱也会

影响控股家族成员担任上市公司董事长的意愿

当控股家族关系越紧密时家族凝聚力越强由家

族成员担任家族企业董事长的可能性越高地区

水平的婚姻状况反映了人们对家族关系的态度

(Chahine and Goergen2013)从而影响了家族企业

董事长的选择同时地区水平的婚姻状况与上市

公司财务决策也不存在相关关系因此我们选用

地区婚姻状况(Marriage)作为董事长家族性质的工

具变量具体地我们以地区每万人登记结婚件数

与离婚办理件数的自然对数之差衡量地区的家庭

关系强度该数值越大表明地区家庭关系越紧

密地区婚姻状况数据来源于各年《中国民政统计

年鉴》我们预期当地区无偿献血率越高家族关

系越紧密控股家族担任董事长的可能性越高非

家族董事长概率越低即 VBD 和 Marriage 均与

NF_Chair负相关

表 8列示了工具变量法的回归结果在第一阶

表 8 Heckman两阶段回归结果

注分别表示在 1510水平上显著括号中的数值为 t值所有检验的标准误差均经过异方差和企业层面的聚类调整

NF_Chair

Lambda

Size

BM

Leverage

ROA

ROE

Fage

TOP1

TOP25

Institution

Intercept

工具变量

VBD

Marriage

ControlsIndustryYearN

Adj R2

(1)Invt

-0061(-277)0027(208)0001(074)

-0034(-430)-0004(-117)

-0018(-417)

0000(281)

0000(207)

0001(707)

0143(385)

-0275(-213)

-0319(-711)控制控制控制84380175

(2)Patent_AP-1405(-354)

0675(291)

0222(526)

-0464(-222)-0027(-032)0501(188)

-0254(-346)0001(041)-0001(-019)

0023(454)

-4034(-457)

-0301(-236)

-0333(-756)控制控制控制67350347

(3)Patent_GR-1983(-383)

0984(327)

0200(376)-0114(-043)-0132(-124)-0102(-029)

-0327(-356)-0004(-116)-0006(-139)

0031(446)

-3446(-306)

-0301(-236)

-0333(-756)控制控制控制67350445

(4)Leverage0067(076)-0014(-028)

0061(690)

-0319(-765)

-1660(-1193)

0089(563)-0000(-010)-0001(-128)

-0002(-205)

-0780(-397)

-0315(-248)

-0316(-719)控制控制控制94840346

(5)Debt

-0018(-085)0016(133)

0026(1565)-0009(-094)

-0084(-429)

0017(530)-0000(-087)

-0000(-243)0000(121)

-0539(-1347)-0315(-248)

-0316(-719)控制控制控制94830300

(6)Cash

0624(488)

-0353(-463)

-0062(-612)

0222(480)

-0285(-909)

-0020(-093)

-0083(-397)

0003(501)

0005(585)

-0003(-244)

0728(296)-0206(-159)

-0329(-727)控制控制控制86430352

(7)Divdum

-1399(-316)0607(236)

0406(1069)

0513(297)

-2152(-1351)

2597(1203)

-0190(-255)0002(088)0002(057)

0028(623)

-9321(-957)

-0301(-236)

-0326(-743)控制控制控制95070346

(8)Divearn-0151(-225)0066(170)0007(118)

0095(329)

-0062(-436)

0057(547)

-0021(-189)

0001(286)

0001(204)0000(024)

-0242(-187)

-0301(-236)

-0326(-743)控制控制控制95070174

-- 137

段 回 归 中 我 们 以 董 事 长 是 否 为 非 家 族 成 员

(NF_Chair)作为因变量对工具变量及主检验模型中

的控制变量进行 Probit回归受篇幅限制我们仅报

告了工具变量的回归结果由表 8可知VBD与Mar

riage的系数均为显著为负与预期相符说明无偿献

血率和地区婚姻状况是董事长家族性质的有效工具

变量在第二阶段中我们将第一阶段 Probit回归得

到的逆米尔斯比率(Lambda)加入到主检验模型中并

考察董事长性质对公司财务决策的影响我们发现

Lambda的系数在除资本结构外的所有模型中均十分

显著这就表明我们在分析董事长性质与财务决策的

关系时考虑内生性问题的必要性同时除负债率和

期限结构模型中NF_Chair系数的显著性有所下降外

NF_Chair的系数均至少在 5水平显著系数符号也

与主检验的回归结果一致表明控股家族是否担任董

事长显著影响了上市公司的财务决策选择

综合倾向得分匹配法与工具变量法的实证结果

表明在控制了潜在的内生性问题后董事长性质与

公司财务决策的关系不变也即我们的结论具有稳健

性非家族董事长企业与家族董事长企业之间的财务

决策存在显著差异具体而言相比家族董事长企

业非家族董事长企业的投资创新较少负债率较

高债务期限结构较长现金持有较多股利支付意

愿支付率均较低

五进一步研究控股家族ldquo垂帘听

政rdquo对公司治理及公司绩效的影响

本文以上研究发现可以被解释为控股家族的财

务保守行为(除负债率高这一结果之外)而不是我们

分析的因为家族声誉与上市公司声誉的分离使得控

股家族有更强的掏空动机所致在此部分为验证控

股家族ldquo垂帘听政rdquo对家族企业财务行为的影响主要

服务于控股家族的私有利益我们检验了控股家族

ldquo垂帘听政rdquo对公司代理问题产生的影响首先我们

考察了当实际控制人家族成员不担任董事长时控股

股东是否有更多的剥夺中小股东利益的行为其次

我们检验了控股股东较强的掏空动机是否会影响上

市公司的第一类代理问题并以此说明控股股东是否

会与管理层合谋来实现其ldquo隧道rdquo行为此外我们还

检验了董事长的家族身份对公司绩效的影响为控股

家族ldquo垂帘听政rdquo对公司所产生的不良经济后果提供

进一步的证据支持

(一)非家族成员董事长与控股股东私利

行为

为验证非家族董事长公司是否比家族董事

长公司存在更严重的控股股东代理问题借鉴已

有研究我们从两方面衡量控股股东的私利行

为资金占用程度(OREC)即其他应收款净额除

以总资产(Jiang et al2010Liu et al2015Xuet al2015)关联交易情况包括上市公司总关

联交易额占总资产的比例(RPT)关联交易次数

的自然对数 104877810486491048665(NRPT)(Cheung et al2006Jianand Wong2010Peng et al2011Liu et al2015)在检验控股股东掏空行为的模型中除

关键变量 NF_Chair外我们控制了公司规模资

产负债率资产收益率总资产的账市比公司年

龄第一大股东持股比例等公司特征变量及行

业年度固定效应回归结果如表 9所示

列(1)~(3)的结果表明NF_Chair的系数均

显著为正即相对于由实际控制人家族担任董事

长的企业非家族成员担任董事长的公司中控股

表 9 控股股东的私利行为

注分别表示在 1510水平上显著括号中的数值为 t值所有检验的标准误差均经过异方差和企业层面的聚类调整

NF_Chair

Size

Leverage

ROA

BM

Fage

TOP1

TOP25

PPE

Bsize

Independence

Institution

Intercept

IndustryYearN

Adj R2

(1)OREC

0008(290)

-0006(-347)

0052(574)

-0191(-800)

-0031(-449)

0008(463)0000(009)

0000(217)

-0069(-662)-0001(-136)-0024(-119)

-0000(-268)

0281(671)控制控制94720370

(2)RPT

0043(260)0007(069)

0387(725)-0039(-030)

-0123(-287)0039(228)

0002(333)-0001(-089)0016(029)0002(059)-0013(-011)-0002(-191)-0256(-125)控制控制94720139

(3)NRPT0073(168)

0513(2150)

0639(941)-0174(-085)-0111(-101)0063(152)0003(169)

-0008(-476)

0537(390)0019(152)-0379(-111)0001(043)

-9705(-1831)控制控制94720329

(4)RPT_limit0042(256)0007(073)

0388(736)-0028(-022)

-0117(-276)0038(225)

0002(322)-0001(-096)0017(032)0003(063)-0013(-011)-0002(-188)-0293(-143)控制控制94720140

(5)NRPT_limit

0086(191)

0531(2153)

0702(982)-0219(-103)-0082(-071)0080(187)0002(138)

-0009(-508)

0568(404)0016(125)-0421(-120)0001(048)

-10218(-1824)控制控制94720333

控股家族的ldquo垂帘听政rdquo与公司财务决策

中国上市公司研究

-- 138

《管理世界》(月刊)2017年第 3期

股东与中小股东的利益冲突更加严重控股股东侵

占上市公司资金通过关联交易转移公司资源的私

利行为更多当实际控制人或其家族成员不担任

董事长时家族与上市公司的关系较为松散家族

声誉与上市公司声誉的分离导致控股股东的掏空

动机增加一方面为满足其掏空需求控股股东

倾向于将更多的资源保留在公司内部如减少长期

投资提高负债比率延长债务期限持有更多的现

金减少发放股利等另一方面控股股东的机会主

义行为也减少了可用于投资创新活动的资金从

而导致非家族董事长企业的资本支出和专利数量

均较少另外由于部分关联交易可能是公司经营

所需或是服务于公司发展目标而进行的正常交易

活动借鉴姜付秀等(2015)我们在剔除部分可能

存在噪音的关联交易类别后重新检验了董事长性

质 与 关 联 交 易 额(RPT_limit)关 联 交 易 次 数

(NRPT_limit)的关系104877810486491048666列(4)和列(5)报告了该部

分的回归结果与以总关联交易作为被解释变量

的回归模型检验结果一致NF_Chair的系数均显著

为正即相比家族董事长企业非家族董事长企业

与其关联公司有更多的非正常交易潜在的控股股

东私利行为更加严重

(二)非家族成员董事长与管理层代理问题

尽管股东与经理人之间的利益冲突在股权高

度集中的家族企业中较不突出然而在控股股东

不同的掏空动机下家族与非家族董事长企业中的

第一类代理问题可能存在差别当上市公司董事

长由非家族成员担任时控股家族具有较强的攫取

控制权私利的动机而大股东的掏空行为将影响公

司的业绩在以业绩为参照的薪酬体制下大股东

的私利行为将受到管理层的抵制(Wang and Xiao2011)同时因大股东的掏空行为引致的公司负

面报道或业绩不善将损害管理层的声誉(Dyck etal2008)基于自身社会声誉及职业生涯的考虑

管理层将倾向于不配合控股股东的掏空决策因

此为更易实施其机会主义行为疏通其转移资源

的ldquo隧道rdquo控股股东可能会采取联合管理层的方式

侵占中小股东的利益(Burkart et al2003)如降低

薪酬业绩敏感性和离职业绩敏感性增加在职消费

等(苏冬蔚熊家财2013)也即相比于家族董事

长企业非家族董事长公司的控股股东可能会增加

对管理层的激励包括削弱管理层薪酬与业绩的关

联度提高管理层的职位稳定性允许更高的在职

消费等弥补管理层可能的声誉损失

同时由于实际控制人通过任命管理层能够轻

易地获取私利(唐跃军左晶晶2014)中国家族企

业的董事长常与控股股东存在关联(La Porta et al1999Mullins and Schoar2016)董事长的这一特征

为控股家族实现与管理层的合谋提供了可能另

外当上市公司具有较严重的第二类代理问题时

公司的绩效不能很好地反映管理层的努力程度和

能力水平由于缺乏明确的评价管理层表现的标

准管理层的薪酬任职与业绩的关系也较弱(Caoet al2011Wang and Xiao2011)对此我们检验

了董事长性质与管理层薪酬-业绩敏感性离职-业绩敏感性之间的关系即家族与上市公司声誉的分

离在提高控股股东私利行为的同时是否也会恶化

家族企业内的第一类代理问题

表 10列(1)~(3)分别报告了高管董事管理

层薪酬mdash业绩敏感性的回归结果在实证模型中

我们分别采用薪酬最高的前 3名高管董事董监高

的平均薪酬的自然对数作为因变量并控制了高

管董事会管理层的持股比例以及如公司规模等

公司特征变量由表 10 可知检验的关键变量

NF_Chair与 ROA的交叉项在所有薪酬模型中均显

著为负表明相比于家族董事长企业由非家族成

员担任董事长的家族企业中管理层的薪酬mdash业绩

敏感性较低其次我们考察了两类企业中 CEO

董事长的离职mdash业绩敏感性的差异在列(4)和列

(5)显示的 Probit 回归模型中被解释变量分别为

CEO或董事长是否发生变更的哑变量控制变量除

公司规模等特征变量外还包括 CEO或董事长的学

历年龄及任期等可以看出核心变量 NF_Chair

与ROA的交叉项在变更模型中均为正且在 1水平

上显著这就说明在非家族董事长企业中CEO和

董事长因公司业绩表现不佳而发生更替的可能性

较小其离职mdash业绩敏感性比家族董事长企业显著

较低在剔除了董事长与 CEOldquo二职合一rdquo的样本

后回归结果保持不变最后我们也检验了董事

长的家族性质与管理层在职消费之间的关系其中

管理层的在职消费情况用企业支付其他与经营活

动有关的现金与总资产的比例管理费用与总资产

-- 139

的比例进行衡量如列(6)和列(7)所示NF_Chair

的系数显著为正说明与家族董事长企业相比非

家族董事长企业中管理层的在职消费更高以上

结果表明在实际控制人家族不担任上市公司董事

长的家族企业中不仅控股股东具有较多的掏空行

为经理人的代理问题也更加严重即家族声誉与

上市公司声誉的分离恶化了上市公司的治理水平

管理层可能与控股股东合谋而为其机会主义行为

提供便利

(三)非家族成员董事长与公司绩效

与董事长性质相对应的公司的财务决策一方

面可能是实际控制人攫取其个人私利的手段从而

损害了公司的业绩表现另一方面家族与非家族

董事长企业财务决策的差异可能适应了公司发展

需要对公司有利因此考察控股家族是否担任

董事长对上市公司绩效的影响将有助于我们更好

地判别上市公司财务决策背后的动机为检验董

事长的家族身份对业绩的影响我们从 3个方面衡

量公司的会计绩效包括资产收益率(ROA)权益

收益率(ROE)销售利润率(ROS)另外由于中国

企业很少破产我们也将企业是否被证监会ldquoSTrdquo或ldquoPTrdquo视为经营不善的极端情况采用以公司股票是

否被特殊处理的二元变量(ST)作为因变量的Probit

模型比较了家族与非家族董事长企业在绩效表现

上 的 差 异 除 董 事 长 是 否 为 非 家 族 成 员

(NF_Chair)这一关键变量外我们在实证模型中也

控制了可能影响公司绩效的因素如公

司规模负债率等公司特征变量及董事

会规模独立董事占比等公司治理变

量实证结果如表 11所示

表 11 列示了董事长的家族身份与

公司绩效的关系的检验结果由列(1)~(3)可以看出NF_Chair 的系数均显著

为负说明与由实际控制人家族成员担

表 11 公司绩效

注分别表示在 1510水平上显著括号中的数值为 t值所有检验的标准误差均经过异方差和企业层面的聚类调整

NF_Chair

Size

Leverage

BM

PPE

Invt

Fage

TOP1

TOP25

Institution

Bsize

Independence

Intercept

IndustryYearN

Adj R2

(1)ROA

-0011(-438)

0020(1276)

-0102(-1368)

-0081(-1313)

-0043(-464)

0043(284)0003(132)

0001(841)

0001(557)

0001(595)

0002(225)-0007(-034)

-0319(-827)控制控制85960326

(2)ROE

-0018(-281)

0033(1065)

0033(310)

-0182(-1307)

-0076(-306)0051(123)0002(037)

0002(1018)

0002(823)

0002(453)-0001(-027)-0041(-075)

-0555(-782)控制控制85960068

(3)ROS

-0031(-247)

0067(961)

-0470(-1166)

-0099(-386)-0084(-193)0158(213)0014(174)

0001(397)

0001(241)

0002(218)0005(122)0021(020)

-1411(-334)控制控制85770228

(4)ST

0294(362)

-0624(-1027)1597(800)0279(108)

0606(199)

-4419(-384)

0538(453)-0001(-019)-0005(-122)

-0019(-252)0024(096)0758(101)

5425(436)控制控制85810477

表 10 薪酬及离职业绩敏感性在职消费

注Ownership在列(1)~(3)中分别为高管董事管理层的持股比例Education与 Tenure分别表示 CEO或董事长的学历任期Duality表示董事长与 CEO是否二职合一若董事长与 CEO为同一人则取值为 1否则为 0在列(4)和(5)中公司绩效 ROA为上一期的资产收益率在列(6)和(7)中PPE为固定资产与存货净额之和除以总资产分别表示在 1510水平上显著括号中的数值为 t值所有检验的标准误差均经过异方差和企业层面的聚类调整

NF_Chair

NF_ChairtimesROA

ROA

Size

Fage

TOP1

TOP25

Institution

Leverage

BM

PPE

Bsize

Independence

Ownership

Education

Age

Tenure

Duality

InterceptIndustryYearN

Adj R2

(1)Execomp-0023(-067)

-0773(-286)

1415(651)

0362(1902)0010(035)0001(132)

0006(426)

0006(269)

-0092(-184)

-0500(-613)-0126(-122)

0039(437)0396(156)

0185(247)

3186(673)控制控制90470479

(2)Dircomp-0061(-158)

-0828(-274)

1452(617)

0405(1973)-0026(-085)0001(047)

0004(278)0004(160)

-0120(-245)

-0549(-624)-0165(-152)

0060(631)0054(020)

0190(247)

2158(390)控制控制89600457

(3)Dsecomp-0001(-003)

-0767(-268)

1428(642)

0368(1961)0026(092)0002(144)

0006(441)

0006(234)

-0081(-166)

-0486(-605)-0050(-047)

0038(401)0321(128)0027(041)

3124(695)控制控制83900418

(4)CEO_change0142(384)

1637(410)

-2051(-633)

0068(324)0053(144)

-0003(-267)-0003(-183)-0004(-134)0038(075)

-0262(-251)-0056(-047)-0006(-054)0290(083)

-0035(-196)

0010(474)

-0249(-2146)

-0096(-269)

-1738(-228)控制控制82530183

(5)Chair_change0356(805)

1450(320)

-1507(-375)0068(257)

0251(452)

-0005(-346)

-0006(-287)-0004(-104)

0131(266)

-0428(-287)-0167(-106)

-0089(-401)-0002(-086)

-0160(-1465)

-0309(-551)

-5719(-998)控制控制83870231

(6)Fee_other0009(244)

-0011(-538)

0012(400)0000(035)-0000(-126)0000(154)

-0036(-367)0002(183)0055(190)

0245(557)控制控制97340129

(7)Fee_manage0006(432)

-0013(-1344)0004(337)

-0000(-255)-0000(-017)

0000(357)

0005(127)

0001(202)0008(059)

0268(1231)控制控制97330233

控股家族的ldquo垂帘听政rdquo与公司财务决策

中国上市公司研究

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《管理世界》(月刊)2017年第 3期

任董事长的公司相比非家族董事长企业的 ROA

ROEROS均较低列(4)报告了董事长的家族性

质 与 上 市 公 司 被 证 监 会ldquoSTrdquo的 概 率 的 关 系

NF_Chair的系数为正且在 1水平显著表明非家

族董事长公司比家族董事长公司更可能被ldquoSTrdquo即非家族董事长企业在出现亏损的情况下更不容易

扭亏为盈综合结果显示相比于家族董事长企

业非家族董事长公司的绩效较差即前文阐述的

家族与非家族董事长企业财务决策的差异更可能

是控股家族基于自利目标选择的结果服务于控股

股东侵占中小股东利益的动机为控股家族ldquo垂帘

听政rdquo扭曲了公司财务决策提供了进一步的证据

支持

六稳健性检验

为保证本文结论的可信性我们从以下几个方

面进行了稳健性检验包括

(1)参照冯旭南(2012)闵亦杰等(2016)我们

将最终控制人可追溯到自然人或家族且其控股比

例不少于 10的企业定义为家族企业并重新进行

以上检验结果支持前文结论当我们以 20作为

定义家族企业的临界点时结论保持不变

(2)参 照 王 化 成 等(2007)韩 亮 亮 和 李 凯

(2008)以及苏忠秦和黄登仕(2012)等我们在剔

除了 STPT类上市公司后对董事长性质与财务决

策的关系进行重新检验实证回归结果与前文基本

一致借鉴涂瑞和肖作平(2010)我们以剔除了资

产负债率大于 1的公司后的样本作为研究对象结

论与前文一致

(3)为消除行业影响我们以经过行业调整的

投资融资股利支付等各项财务决策变量作为解

释变量对研究假设进行了重新检验结果未有实

质性改变另外我们采用 Tobit模型对创新产出

股利支付关联交易与董事长的家族性质之间的关

系进行重新检验结论与主检验相同

(4)借鉴 Amore 等(2011)我们以董事长变更

作为外生事件采用 Difference-in-Difference(DID)方法检验董事长性质与财务决策的关系为检验

两者关系我们以控制家族不变而董事长发生变更

的企业变更前后各两年的样本作为研究对象其

中实验组为由家族董事长变更为非家族董事长的

企业对照组为董事长一直由控制家族担任的企

业在选择变更样本前我们要求样本企业在关键

变量上不存在数据缺失的情况研究发现DID检

验的实证结果与前文结论基本一致但关键变量系

数的显著性下降104877810486491048667

(5)控股家族尽管可能选择不做董事长但可

能派出家族成员担任 CEO这与本文所界定的ldquo垂

帘听政rdquo有所差异为进一步明确ldquo垂帘听政rdquo的含

义我们将控股家族完全放弃上市公司关键职位

(包括董事长和 CEO)的现象重新定义为ldquo垂帘听

政rdquo并重新检验ldquo垂帘听政rdquo对财务决策的影响结

论保持基本不变

限于篇幅我们没有在文中报告稳健性检验的

结果

七结论

基于诸多中国家族上市公司董事长由非家族

成员担任这一现象本文以 1999~2014年所有 A股

上市家族企业作为研究样本实证检验了董事长是

否为实际控制人家族成员对上市公司财务决策的

影响我们研究发现当家族企业的董事长由与实

际控制人无明确家族关系的人员担任时上市公司

的财务决策明显区别于家族成员担任董事长的企

业具体而言与家族董事长企业相比非家族董

事长企业的资本支出和创新产出较少负债比例较

高债务期限结构较长现金持有较多股利支付的

意愿股利支付率均较低同时非家族董事长企

业的绩效也较差被ldquoSTrdquo的可能性更高进一步的

检验表明在由非家族成员担任董事长的家族企业

中公司治理水平较低主要表现为较严重的控股

股东代理问题包括更多的关联交易和资金占用

等与此同时管理层的代理倾向也较高包括管

理层的薪酬mdash业绩敏感性离职mdash业绩敏感性较

低在职消费较多等综合实证结果表明当实际

控制人家族不担任公司董事长时家族与上市公司

声誉的分离增强了控股股东侵占中小股东利益的

动机公司财务决策成为服务控股股东掏空行为的

重要工具即新兴市场中的家族企业财务决策与控

股股东代理问题相关在考虑了潜在的董事长任

命与公司决策之间的内生性问题及一系列稳健性

检验后本文研究结论保持不变

-- 141

本文从非家族董事长的角度考察了控股家族

与上市公司之间的关系为家族与非家族参与公司

财务决策的差异提供了新的解释既补充了家族企

业财务决策领域的文献丰富了有关控股股东代理

问题的研究也为新兴市场中声誉如何发挥作用提

供了证据同时本文的研究结论也有助于投资者

进一步认识家族企业从表现上看引入职业经理

人固然可以降低控股家族对家族企业的控制提高

管理层的经营能力改善公司绩效然而与非家族

CEO非家族董事不同由家族放弃直接管理权引

入非家族董事长带来的可能是居于ldquo幕后rdquo的控股

股东更强的转移公司资源的动机恶化公司经营情

况因此在评价家族对上市公司可能的影响时

我们应具体分析家族涉入的方式及程度而进一步

结合控股家族的其他特征如家族内部结构股权变

动情况等进行分析也是我们后续研究努力的方向

(作者单位中国人民大学商学院责任编辑

尚增健)

注释

①Allen等(2005)针对中国家族企业创始人或高管的调查显示ldquo提升声誉rdquo是企业上市的重要原因之一而ldquo声誉损失rdquo则被视为是公司失败的主要风险

②以本文样本为参考中国上市家族企业中 CEO由非家族成员担任的比例约为 63这一比例也高于国外家族企业职业经理人的占比

③依据 2015年《中国家族企业传承报告》在其抽样调查的 839家家族控股企业中绝大多数企业仍由第一代创始人管控Xu等(2015)的研究也显示在 2003~2011年间仅有 20的上市家族企业的董事长或CEO由二代担任

④家族企业职业经理人与控制家族反目的事件屡见不鲜其中国美电器就是职业经理人与控制家族斗争的典型例子

⑤2015年《中国家族企业传承报告》显示约 74的企业主年龄介于 40~60 岁之间60 岁以上的家族企业主仅 8左右本文样本也表明实际控制人的平均年龄为 50岁左右

⑥对于控股家族退居ldquo幕后rdquo是否以及怎样影响了企业财务行为我们在后文进行了较为详细的分析

⑦在判定最终控制人时我们采用的上市公司职位级别排序的标准为董事长gtCEO或总经理gt董事gt其他

⑧对此变化的可能解释为 2008~2009年大量中小企业在创业板的上市而这些中小企业的管理权大多仍掌握在企业家或实际控制人手中在剔除中小板创业板公司样本后由非家族成员担任董事长的比例稳定在 42左右

⑨当我们采用以购建固定资产无形资产和其他长期资产支付的现金与处置固定资产无形资产和其他长期资产收回的现金之差除以期初的总资产来衡量公司资本支出水平时实证结果保持不变

⑩研发投入数据存在大量缺失且可能存在失真情况如为避免向竞争对手透露公司战略公司可能未真实披露其RampD数额

104877810486491048659当我们采用剔除了外观设计的专利总申请数授权数或采用 t+3期的专利申请授权数作为创新水平的代理变量

实证结果保持不变104877810486491048660在控制其他可能影响上市公司现金持有水平的因素后

我们发现非家族董事长企业比家族董事长企业的现金持有水平高

104877810486491048661由于篇幅限制此处未报告相关系数的检验结果104877810486491048662参考邓建平和曾勇(2005)考虑自由现金流影响的股利

支付模型我们对董事长性质与上市公司股利政策进行了重新检验结果保持不变

104877810486491048663当我们以上市公司所在地同行业中由非家族成员担任董事长的比例或上市公司所在地其他上市公司中非家族董事长比例作为工具变量时研究结论保持不变

104877810486491048664由于卫生部披露的各省份无偿献血情况仅有 2004年度及 2005年第一季度的数据且地区社会资本水平也较稳定我们以 2004年各省无偿献血率作为样本区间内地区社会资本水平的衡量指标

104877810486491048665参考魏明海等(2013)我们将上市公司的关联交易按交易方向区分为上市公司向关联方购买销售产品等的关联交易后对董事长性质与控股股东私利行为分别进行检验结论基本不变

104877810486491048666依照CSMAR数据库中对关联交易的分类及本文研究目标我们剔除了类别为ldquo合作项目rdquoldquo许可协议rdquoldquo研究与开发成果rdquoldquo关键管理人员报酬rdquo及ldquo其他事项rdquo的关联交易

104877810486491048667关键变量不显著的原因可能是样本数量太少尽管在不同的公司财务决策下满足筛选条件的样本数量不同但在实际控制人家族保持不变的情况下董事长由家族成员变更为非家族成员的变更事件至多 36起而董事长一直由实际控制人或其家族成员担任的变更事件则至多有 35起

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《管理世界》(月刊)2017年第 3期

Panel A可知非家族成员董事长与家族成员董事

长企业的投资融资股利政策不仅在配对前明显

不同在控制公司除董事长家族属性外的其他特征

差异后该差异仍然显著存在且与前文实证回归

结果一致具体而言与由实际控制人家族担任董

事长的企业相比非家族成员担任董事长的企业的

资本支出较少以专利申请专利授权量衡量的创

新产出水平较低负债比例较高债务期限结构较

长现金持有较多股利支付的意愿股利支付率均

较低Panel B列示了采用其他配对方法的财务决

策差异检验结果结论与 Panel A 一致在此不再

赘述

2工具变量法

为解决董事长任命与财务决策之间的内生性

问题我们还使用工具变量法检验两者的关系

由于本文的内生变量 NF_Chair 为二元变量我们

采用扩展的 Heckman 两阶段模型即处理效应模型

(Treatment Effect Model)进 行 检 验(Heckman1979)依据本文的研究问题有效的工具变量需

满足两个条件(1)工具变量与上市公司家族董事

长的任命相关即相关性(2)工具变

量与公司财务决策无关只能通过上

市公司董事长的家族性质影响公司

的财务决策即外生性本文采用各

省的无偿献血率及婚姻状况作为上

市公司董事长是否为家族成员的工

具变量104877810486491048663

控股家族是否担任上市公司董事

长受家族拥有的社会资本和家族关系

的影响当控股家族的社会资本越

高如拥有政治关联行业商会身份

等家族为上市公司带来的资源越多

收益越高相比非家族董事长由家族

成员延续公司经营管理更有利于保

存发挥家族社会资本的作用(Xu etal2015)即控股家族拥有的社会

资本越多任用家族董事长的可能性

越高由于无偿献血率反映了地区的

社会资本水平(Guiso et al2004)对

上市公司董事长的选择产生作用而

无偿献血率又不受公司财务决策的影

响(潘越等2009)因此无偿献血率(VBD)是董事

长家族性质的有效工具变量各省的无偿献血数

据来源自卫生部官方网站104877810486491048664家族观念的强弱也会

影响控股家族成员担任上市公司董事长的意愿

当控股家族关系越紧密时家族凝聚力越强由家

族成员担任家族企业董事长的可能性越高地区

水平的婚姻状况反映了人们对家族关系的态度

(Chahine and Goergen2013)从而影响了家族企业

董事长的选择同时地区水平的婚姻状况与上市

公司财务决策也不存在相关关系因此我们选用

地区婚姻状况(Marriage)作为董事长家族性质的工

具变量具体地我们以地区每万人登记结婚件数

与离婚办理件数的自然对数之差衡量地区的家庭

关系强度该数值越大表明地区家庭关系越紧

密地区婚姻状况数据来源于各年《中国民政统计

年鉴》我们预期当地区无偿献血率越高家族关

系越紧密控股家族担任董事长的可能性越高非

家族董事长概率越低即 VBD 和 Marriage 均与

NF_Chair负相关

表 8列示了工具变量法的回归结果在第一阶

表 8 Heckman两阶段回归结果

注分别表示在 1510水平上显著括号中的数值为 t值所有检验的标准误差均经过异方差和企业层面的聚类调整

NF_Chair

Lambda

Size

BM

Leverage

ROA

ROE

Fage

TOP1

TOP25

Institution

Intercept

工具变量

VBD

Marriage

ControlsIndustryYearN

Adj R2

(1)Invt

-0061(-277)0027(208)0001(074)

-0034(-430)-0004(-117)

-0018(-417)

0000(281)

0000(207)

0001(707)

0143(385)

-0275(-213)

-0319(-711)控制控制控制84380175

(2)Patent_AP-1405(-354)

0675(291)

0222(526)

-0464(-222)-0027(-032)0501(188)

-0254(-346)0001(041)-0001(-019)

0023(454)

-4034(-457)

-0301(-236)

-0333(-756)控制控制控制67350347

(3)Patent_GR-1983(-383)

0984(327)

0200(376)-0114(-043)-0132(-124)-0102(-029)

-0327(-356)-0004(-116)-0006(-139)

0031(446)

-3446(-306)

-0301(-236)

-0333(-756)控制控制控制67350445

(4)Leverage0067(076)-0014(-028)

0061(690)

-0319(-765)

-1660(-1193)

0089(563)-0000(-010)-0001(-128)

-0002(-205)

-0780(-397)

-0315(-248)

-0316(-719)控制控制控制94840346

(5)Debt

-0018(-085)0016(133)

0026(1565)-0009(-094)

-0084(-429)

0017(530)-0000(-087)

-0000(-243)0000(121)

-0539(-1347)-0315(-248)

-0316(-719)控制控制控制94830300

(6)Cash

0624(488)

-0353(-463)

-0062(-612)

0222(480)

-0285(-909)

-0020(-093)

-0083(-397)

0003(501)

0005(585)

-0003(-244)

0728(296)-0206(-159)

-0329(-727)控制控制控制86430352

(7)Divdum

-1399(-316)0607(236)

0406(1069)

0513(297)

-2152(-1351)

2597(1203)

-0190(-255)0002(088)0002(057)

0028(623)

-9321(-957)

-0301(-236)

-0326(-743)控制控制控制95070346

(8)Divearn-0151(-225)0066(170)0007(118)

0095(329)

-0062(-436)

0057(547)

-0021(-189)

0001(286)

0001(204)0000(024)

-0242(-187)

-0301(-236)

-0326(-743)控制控制控制95070174

-- 137

段 回 归 中 我 们 以 董 事 长 是 否 为 非 家 族 成 员

(NF_Chair)作为因变量对工具变量及主检验模型中

的控制变量进行 Probit回归受篇幅限制我们仅报

告了工具变量的回归结果由表 8可知VBD与Mar

riage的系数均为显著为负与预期相符说明无偿献

血率和地区婚姻状况是董事长家族性质的有效工具

变量在第二阶段中我们将第一阶段 Probit回归得

到的逆米尔斯比率(Lambda)加入到主检验模型中并

考察董事长性质对公司财务决策的影响我们发现

Lambda的系数在除资本结构外的所有模型中均十分

显著这就表明我们在分析董事长性质与财务决策的

关系时考虑内生性问题的必要性同时除负债率和

期限结构模型中NF_Chair系数的显著性有所下降外

NF_Chair的系数均至少在 5水平显著系数符号也

与主检验的回归结果一致表明控股家族是否担任董

事长显著影响了上市公司的财务决策选择

综合倾向得分匹配法与工具变量法的实证结果

表明在控制了潜在的内生性问题后董事长性质与

公司财务决策的关系不变也即我们的结论具有稳健

性非家族董事长企业与家族董事长企业之间的财务

决策存在显著差异具体而言相比家族董事长企

业非家族董事长企业的投资创新较少负债率较

高债务期限结构较长现金持有较多股利支付意

愿支付率均较低

五进一步研究控股家族ldquo垂帘听

政rdquo对公司治理及公司绩效的影响

本文以上研究发现可以被解释为控股家族的财

务保守行为(除负债率高这一结果之外)而不是我们

分析的因为家族声誉与上市公司声誉的分离使得控

股家族有更强的掏空动机所致在此部分为验证控

股家族ldquo垂帘听政rdquo对家族企业财务行为的影响主要

服务于控股家族的私有利益我们检验了控股家族

ldquo垂帘听政rdquo对公司代理问题产生的影响首先我们

考察了当实际控制人家族成员不担任董事长时控股

股东是否有更多的剥夺中小股东利益的行为其次

我们检验了控股股东较强的掏空动机是否会影响上

市公司的第一类代理问题并以此说明控股股东是否

会与管理层合谋来实现其ldquo隧道rdquo行为此外我们还

检验了董事长的家族身份对公司绩效的影响为控股

家族ldquo垂帘听政rdquo对公司所产生的不良经济后果提供

进一步的证据支持

(一)非家族成员董事长与控股股东私利

行为

为验证非家族董事长公司是否比家族董事

长公司存在更严重的控股股东代理问题借鉴已

有研究我们从两方面衡量控股股东的私利行

为资金占用程度(OREC)即其他应收款净额除

以总资产(Jiang et al2010Liu et al2015Xuet al2015)关联交易情况包括上市公司总关

联交易额占总资产的比例(RPT)关联交易次数

的自然对数 104877810486491048665(NRPT)(Cheung et al2006Jianand Wong2010Peng et al2011Liu et al2015)在检验控股股东掏空行为的模型中除

关键变量 NF_Chair外我们控制了公司规模资

产负债率资产收益率总资产的账市比公司年

龄第一大股东持股比例等公司特征变量及行

业年度固定效应回归结果如表 9所示

列(1)~(3)的结果表明NF_Chair的系数均

显著为正即相对于由实际控制人家族担任董事

长的企业非家族成员担任董事长的公司中控股

表 9 控股股东的私利行为

注分别表示在 1510水平上显著括号中的数值为 t值所有检验的标准误差均经过异方差和企业层面的聚类调整

NF_Chair

Size

Leverage

ROA

BM

Fage

TOP1

TOP25

PPE

Bsize

Independence

Institution

Intercept

IndustryYearN

Adj R2

(1)OREC

0008(290)

-0006(-347)

0052(574)

-0191(-800)

-0031(-449)

0008(463)0000(009)

0000(217)

-0069(-662)-0001(-136)-0024(-119)

-0000(-268)

0281(671)控制控制94720370

(2)RPT

0043(260)0007(069)

0387(725)-0039(-030)

-0123(-287)0039(228)

0002(333)-0001(-089)0016(029)0002(059)-0013(-011)-0002(-191)-0256(-125)控制控制94720139

(3)NRPT0073(168)

0513(2150)

0639(941)-0174(-085)-0111(-101)0063(152)0003(169)

-0008(-476)

0537(390)0019(152)-0379(-111)0001(043)

-9705(-1831)控制控制94720329

(4)RPT_limit0042(256)0007(073)

0388(736)-0028(-022)

-0117(-276)0038(225)

0002(322)-0001(-096)0017(032)0003(063)-0013(-011)-0002(-188)-0293(-143)控制控制94720140

(5)NRPT_limit

0086(191)

0531(2153)

0702(982)-0219(-103)-0082(-071)0080(187)0002(138)

-0009(-508)

0568(404)0016(125)-0421(-120)0001(048)

-10218(-1824)控制控制94720333

控股家族的ldquo垂帘听政rdquo与公司财务决策

中国上市公司研究

-- 138

《管理世界》(月刊)2017年第 3期

股东与中小股东的利益冲突更加严重控股股东侵

占上市公司资金通过关联交易转移公司资源的私

利行为更多当实际控制人或其家族成员不担任

董事长时家族与上市公司的关系较为松散家族

声誉与上市公司声誉的分离导致控股股东的掏空

动机增加一方面为满足其掏空需求控股股东

倾向于将更多的资源保留在公司内部如减少长期

投资提高负债比率延长债务期限持有更多的现

金减少发放股利等另一方面控股股东的机会主

义行为也减少了可用于投资创新活动的资金从

而导致非家族董事长企业的资本支出和专利数量

均较少另外由于部分关联交易可能是公司经营

所需或是服务于公司发展目标而进行的正常交易

活动借鉴姜付秀等(2015)我们在剔除部分可能

存在噪音的关联交易类别后重新检验了董事长性

质 与 关 联 交 易 额(RPT_limit)关 联 交 易 次 数

(NRPT_limit)的关系104877810486491048666列(4)和列(5)报告了该部

分的回归结果与以总关联交易作为被解释变量

的回归模型检验结果一致NF_Chair的系数均显著

为正即相比家族董事长企业非家族董事长企业

与其关联公司有更多的非正常交易潜在的控股股

东私利行为更加严重

(二)非家族成员董事长与管理层代理问题

尽管股东与经理人之间的利益冲突在股权高

度集中的家族企业中较不突出然而在控股股东

不同的掏空动机下家族与非家族董事长企业中的

第一类代理问题可能存在差别当上市公司董事

长由非家族成员担任时控股家族具有较强的攫取

控制权私利的动机而大股东的掏空行为将影响公

司的业绩在以业绩为参照的薪酬体制下大股东

的私利行为将受到管理层的抵制(Wang and Xiao2011)同时因大股东的掏空行为引致的公司负

面报道或业绩不善将损害管理层的声誉(Dyck etal2008)基于自身社会声誉及职业生涯的考虑

管理层将倾向于不配合控股股东的掏空决策因

此为更易实施其机会主义行为疏通其转移资源

的ldquo隧道rdquo控股股东可能会采取联合管理层的方式

侵占中小股东的利益(Burkart et al2003)如降低

薪酬业绩敏感性和离职业绩敏感性增加在职消费

等(苏冬蔚熊家财2013)也即相比于家族董事

长企业非家族董事长公司的控股股东可能会增加

对管理层的激励包括削弱管理层薪酬与业绩的关

联度提高管理层的职位稳定性允许更高的在职

消费等弥补管理层可能的声誉损失

同时由于实际控制人通过任命管理层能够轻

易地获取私利(唐跃军左晶晶2014)中国家族企

业的董事长常与控股股东存在关联(La Porta et al1999Mullins and Schoar2016)董事长的这一特征

为控股家族实现与管理层的合谋提供了可能另

外当上市公司具有较严重的第二类代理问题时

公司的绩效不能很好地反映管理层的努力程度和

能力水平由于缺乏明确的评价管理层表现的标

准管理层的薪酬任职与业绩的关系也较弱(Caoet al2011Wang and Xiao2011)对此我们检验

了董事长性质与管理层薪酬-业绩敏感性离职-业绩敏感性之间的关系即家族与上市公司声誉的分

离在提高控股股东私利行为的同时是否也会恶化

家族企业内的第一类代理问题

表 10列(1)~(3)分别报告了高管董事管理

层薪酬mdash业绩敏感性的回归结果在实证模型中

我们分别采用薪酬最高的前 3名高管董事董监高

的平均薪酬的自然对数作为因变量并控制了高

管董事会管理层的持股比例以及如公司规模等

公司特征变量由表 10 可知检验的关键变量

NF_Chair与 ROA的交叉项在所有薪酬模型中均显

著为负表明相比于家族董事长企业由非家族成

员担任董事长的家族企业中管理层的薪酬mdash业绩

敏感性较低其次我们考察了两类企业中 CEO

董事长的离职mdash业绩敏感性的差异在列(4)和列

(5)显示的 Probit 回归模型中被解释变量分别为

CEO或董事长是否发生变更的哑变量控制变量除

公司规模等特征变量外还包括 CEO或董事长的学

历年龄及任期等可以看出核心变量 NF_Chair

与ROA的交叉项在变更模型中均为正且在 1水平

上显著这就说明在非家族董事长企业中CEO和

董事长因公司业绩表现不佳而发生更替的可能性

较小其离职mdash业绩敏感性比家族董事长企业显著

较低在剔除了董事长与 CEOldquo二职合一rdquo的样本

后回归结果保持不变最后我们也检验了董事

长的家族性质与管理层在职消费之间的关系其中

管理层的在职消费情况用企业支付其他与经营活

动有关的现金与总资产的比例管理费用与总资产

-- 139

的比例进行衡量如列(6)和列(7)所示NF_Chair

的系数显著为正说明与家族董事长企业相比非

家族董事长企业中管理层的在职消费更高以上

结果表明在实际控制人家族不担任上市公司董事

长的家族企业中不仅控股股东具有较多的掏空行

为经理人的代理问题也更加严重即家族声誉与

上市公司声誉的分离恶化了上市公司的治理水平

管理层可能与控股股东合谋而为其机会主义行为

提供便利

(三)非家族成员董事长与公司绩效

与董事长性质相对应的公司的财务决策一方

面可能是实际控制人攫取其个人私利的手段从而

损害了公司的业绩表现另一方面家族与非家族

董事长企业财务决策的差异可能适应了公司发展

需要对公司有利因此考察控股家族是否担任

董事长对上市公司绩效的影响将有助于我们更好

地判别上市公司财务决策背后的动机为检验董

事长的家族身份对业绩的影响我们从 3个方面衡

量公司的会计绩效包括资产收益率(ROA)权益

收益率(ROE)销售利润率(ROS)另外由于中国

企业很少破产我们也将企业是否被证监会ldquoSTrdquo或ldquoPTrdquo视为经营不善的极端情况采用以公司股票是

否被特殊处理的二元变量(ST)作为因变量的Probit

模型比较了家族与非家族董事长企业在绩效表现

上 的 差 异 除 董 事 长 是 否 为 非 家 族 成 员

(NF_Chair)这一关键变量外我们在实证模型中也

控制了可能影响公司绩效的因素如公

司规模负债率等公司特征变量及董事

会规模独立董事占比等公司治理变

量实证结果如表 11所示

表 11 列示了董事长的家族身份与

公司绩效的关系的检验结果由列(1)~(3)可以看出NF_Chair 的系数均显著

为负说明与由实际控制人家族成员担

表 11 公司绩效

注分别表示在 1510水平上显著括号中的数值为 t值所有检验的标准误差均经过异方差和企业层面的聚类调整

NF_Chair

Size

Leverage

BM

PPE

Invt

Fage

TOP1

TOP25

Institution

Bsize

Independence

Intercept

IndustryYearN

Adj R2

(1)ROA

-0011(-438)

0020(1276)

-0102(-1368)

-0081(-1313)

-0043(-464)

0043(284)0003(132)

0001(841)

0001(557)

0001(595)

0002(225)-0007(-034)

-0319(-827)控制控制85960326

(2)ROE

-0018(-281)

0033(1065)

0033(310)

-0182(-1307)

-0076(-306)0051(123)0002(037)

0002(1018)

0002(823)

0002(453)-0001(-027)-0041(-075)

-0555(-782)控制控制85960068

(3)ROS

-0031(-247)

0067(961)

-0470(-1166)

-0099(-386)-0084(-193)0158(213)0014(174)

0001(397)

0001(241)

0002(218)0005(122)0021(020)

-1411(-334)控制控制85770228

(4)ST

0294(362)

-0624(-1027)1597(800)0279(108)

0606(199)

-4419(-384)

0538(453)-0001(-019)-0005(-122)

-0019(-252)0024(096)0758(101)

5425(436)控制控制85810477

表 10 薪酬及离职业绩敏感性在职消费

注Ownership在列(1)~(3)中分别为高管董事管理层的持股比例Education与 Tenure分别表示 CEO或董事长的学历任期Duality表示董事长与 CEO是否二职合一若董事长与 CEO为同一人则取值为 1否则为 0在列(4)和(5)中公司绩效 ROA为上一期的资产收益率在列(6)和(7)中PPE为固定资产与存货净额之和除以总资产分别表示在 1510水平上显著括号中的数值为 t值所有检验的标准误差均经过异方差和企业层面的聚类调整

NF_Chair

NF_ChairtimesROA

ROA

Size

Fage

TOP1

TOP25

Institution

Leverage

BM

PPE

Bsize

Independence

Ownership

Education

Age

Tenure

Duality

InterceptIndustryYearN

Adj R2

(1)Execomp-0023(-067)

-0773(-286)

1415(651)

0362(1902)0010(035)0001(132)

0006(426)

0006(269)

-0092(-184)

-0500(-613)-0126(-122)

0039(437)0396(156)

0185(247)

3186(673)控制控制90470479

(2)Dircomp-0061(-158)

-0828(-274)

1452(617)

0405(1973)-0026(-085)0001(047)

0004(278)0004(160)

-0120(-245)

-0549(-624)-0165(-152)

0060(631)0054(020)

0190(247)

2158(390)控制控制89600457

(3)Dsecomp-0001(-003)

-0767(-268)

1428(642)

0368(1961)0026(092)0002(144)

0006(441)

0006(234)

-0081(-166)

-0486(-605)-0050(-047)

0038(401)0321(128)0027(041)

3124(695)控制控制83900418

(4)CEO_change0142(384)

1637(410)

-2051(-633)

0068(324)0053(144)

-0003(-267)-0003(-183)-0004(-134)0038(075)

-0262(-251)-0056(-047)-0006(-054)0290(083)

-0035(-196)

0010(474)

-0249(-2146)

-0096(-269)

-1738(-228)控制控制82530183

(5)Chair_change0356(805)

1450(320)

-1507(-375)0068(257)

0251(452)

-0005(-346)

-0006(-287)-0004(-104)

0131(266)

-0428(-287)-0167(-106)

-0089(-401)-0002(-086)

-0160(-1465)

-0309(-551)

-5719(-998)控制控制83870231

(6)Fee_other0009(244)

-0011(-538)

0012(400)0000(035)-0000(-126)0000(154)

-0036(-367)0002(183)0055(190)

0245(557)控制控制97340129

(7)Fee_manage0006(432)

-0013(-1344)0004(337)

-0000(-255)-0000(-017)

0000(357)

0005(127)

0001(202)0008(059)

0268(1231)控制控制97330233

控股家族的ldquo垂帘听政rdquo与公司财务决策

中国上市公司研究

-- 140

《管理世界》(月刊)2017年第 3期

任董事长的公司相比非家族董事长企业的 ROA

ROEROS均较低列(4)报告了董事长的家族性

质 与 上 市 公 司 被 证 监 会ldquoSTrdquo的 概 率 的 关 系

NF_Chair的系数为正且在 1水平显著表明非家

族董事长公司比家族董事长公司更可能被ldquoSTrdquo即非家族董事长企业在出现亏损的情况下更不容易

扭亏为盈综合结果显示相比于家族董事长企

业非家族董事长公司的绩效较差即前文阐述的

家族与非家族董事长企业财务决策的差异更可能

是控股家族基于自利目标选择的结果服务于控股

股东侵占中小股东利益的动机为控股家族ldquo垂帘

听政rdquo扭曲了公司财务决策提供了进一步的证据

支持

六稳健性检验

为保证本文结论的可信性我们从以下几个方

面进行了稳健性检验包括

(1)参照冯旭南(2012)闵亦杰等(2016)我们

将最终控制人可追溯到自然人或家族且其控股比

例不少于 10的企业定义为家族企业并重新进行

以上检验结果支持前文结论当我们以 20作为

定义家族企业的临界点时结论保持不变

(2)参 照 王 化 成 等(2007)韩 亮 亮 和 李 凯

(2008)以及苏忠秦和黄登仕(2012)等我们在剔

除了 STPT类上市公司后对董事长性质与财务决

策的关系进行重新检验实证回归结果与前文基本

一致借鉴涂瑞和肖作平(2010)我们以剔除了资

产负债率大于 1的公司后的样本作为研究对象结

论与前文一致

(3)为消除行业影响我们以经过行业调整的

投资融资股利支付等各项财务决策变量作为解

释变量对研究假设进行了重新检验结果未有实

质性改变另外我们采用 Tobit模型对创新产出

股利支付关联交易与董事长的家族性质之间的关

系进行重新检验结论与主检验相同

(4)借鉴 Amore 等(2011)我们以董事长变更

作为外生事件采用 Difference-in-Difference(DID)方法检验董事长性质与财务决策的关系为检验

两者关系我们以控制家族不变而董事长发生变更

的企业变更前后各两年的样本作为研究对象其

中实验组为由家族董事长变更为非家族董事长的

企业对照组为董事长一直由控制家族担任的企

业在选择变更样本前我们要求样本企业在关键

变量上不存在数据缺失的情况研究发现DID检

验的实证结果与前文结论基本一致但关键变量系

数的显著性下降104877810486491048667

(5)控股家族尽管可能选择不做董事长但可

能派出家族成员担任 CEO这与本文所界定的ldquo垂

帘听政rdquo有所差异为进一步明确ldquo垂帘听政rdquo的含

义我们将控股家族完全放弃上市公司关键职位

(包括董事长和 CEO)的现象重新定义为ldquo垂帘听

政rdquo并重新检验ldquo垂帘听政rdquo对财务决策的影响结

论保持基本不变

限于篇幅我们没有在文中报告稳健性检验的

结果

七结论

基于诸多中国家族上市公司董事长由非家族

成员担任这一现象本文以 1999~2014年所有 A股

上市家族企业作为研究样本实证检验了董事长是

否为实际控制人家族成员对上市公司财务决策的

影响我们研究发现当家族企业的董事长由与实

际控制人无明确家族关系的人员担任时上市公司

的财务决策明显区别于家族成员担任董事长的企

业具体而言与家族董事长企业相比非家族董

事长企业的资本支出和创新产出较少负债比例较

高债务期限结构较长现金持有较多股利支付的

意愿股利支付率均较低同时非家族董事长企

业的绩效也较差被ldquoSTrdquo的可能性更高进一步的

检验表明在由非家族成员担任董事长的家族企业

中公司治理水平较低主要表现为较严重的控股

股东代理问题包括更多的关联交易和资金占用

等与此同时管理层的代理倾向也较高包括管

理层的薪酬mdash业绩敏感性离职mdash业绩敏感性较

低在职消费较多等综合实证结果表明当实际

控制人家族不担任公司董事长时家族与上市公司

声誉的分离增强了控股股东侵占中小股东利益的

动机公司财务决策成为服务控股股东掏空行为的

重要工具即新兴市场中的家族企业财务决策与控

股股东代理问题相关在考虑了潜在的董事长任

命与公司决策之间的内生性问题及一系列稳健性

检验后本文研究结论保持不变

-- 141

本文从非家族董事长的角度考察了控股家族

与上市公司之间的关系为家族与非家族参与公司

财务决策的差异提供了新的解释既补充了家族企

业财务决策领域的文献丰富了有关控股股东代理

问题的研究也为新兴市场中声誉如何发挥作用提

供了证据同时本文的研究结论也有助于投资者

进一步认识家族企业从表现上看引入职业经理

人固然可以降低控股家族对家族企业的控制提高

管理层的经营能力改善公司绩效然而与非家族

CEO非家族董事不同由家族放弃直接管理权引

入非家族董事长带来的可能是居于ldquo幕后rdquo的控股

股东更强的转移公司资源的动机恶化公司经营情

况因此在评价家族对上市公司可能的影响时

我们应具体分析家族涉入的方式及程度而进一步

结合控股家族的其他特征如家族内部结构股权变

动情况等进行分析也是我们后续研究努力的方向

(作者单位中国人民大学商学院责任编辑

尚增健)

注释

①Allen等(2005)针对中国家族企业创始人或高管的调查显示ldquo提升声誉rdquo是企业上市的重要原因之一而ldquo声誉损失rdquo则被视为是公司失败的主要风险

②以本文样本为参考中国上市家族企业中 CEO由非家族成员担任的比例约为 63这一比例也高于国外家族企业职业经理人的占比

③依据 2015年《中国家族企业传承报告》在其抽样调查的 839家家族控股企业中绝大多数企业仍由第一代创始人管控Xu等(2015)的研究也显示在 2003~2011年间仅有 20的上市家族企业的董事长或CEO由二代担任

④家族企业职业经理人与控制家族反目的事件屡见不鲜其中国美电器就是职业经理人与控制家族斗争的典型例子

⑤2015年《中国家族企业传承报告》显示约 74的企业主年龄介于 40~60 岁之间60 岁以上的家族企业主仅 8左右本文样本也表明实际控制人的平均年龄为 50岁左右

⑥对于控股家族退居ldquo幕后rdquo是否以及怎样影响了企业财务行为我们在后文进行了较为详细的分析

⑦在判定最终控制人时我们采用的上市公司职位级别排序的标准为董事长gtCEO或总经理gt董事gt其他

⑧对此变化的可能解释为 2008~2009年大量中小企业在创业板的上市而这些中小企业的管理权大多仍掌握在企业家或实际控制人手中在剔除中小板创业板公司样本后由非家族成员担任董事长的比例稳定在 42左右

⑨当我们采用以购建固定资产无形资产和其他长期资产支付的现金与处置固定资产无形资产和其他长期资产收回的现金之差除以期初的总资产来衡量公司资本支出水平时实证结果保持不变

⑩研发投入数据存在大量缺失且可能存在失真情况如为避免向竞争对手透露公司战略公司可能未真实披露其RampD数额

104877810486491048659当我们采用剔除了外观设计的专利总申请数授权数或采用 t+3期的专利申请授权数作为创新水平的代理变量

实证结果保持不变104877810486491048660在控制其他可能影响上市公司现金持有水平的因素后

我们发现非家族董事长企业比家族董事长企业的现金持有水平高

104877810486491048661由于篇幅限制此处未报告相关系数的检验结果104877810486491048662参考邓建平和曾勇(2005)考虑自由现金流影响的股利

支付模型我们对董事长性质与上市公司股利政策进行了重新检验结果保持不变

104877810486491048663当我们以上市公司所在地同行业中由非家族成员担任董事长的比例或上市公司所在地其他上市公司中非家族董事长比例作为工具变量时研究结论保持不变

104877810486491048664由于卫生部披露的各省份无偿献血情况仅有 2004年度及 2005年第一季度的数据且地区社会资本水平也较稳定我们以 2004年各省无偿献血率作为样本区间内地区社会资本水平的衡量指标

104877810486491048665参考魏明海等(2013)我们将上市公司的关联交易按交易方向区分为上市公司向关联方购买销售产品等的关联交易后对董事长性质与控股股东私利行为分别进行检验结论基本不变

104877810486491048666依照CSMAR数据库中对关联交易的分类及本文研究目标我们剔除了类别为ldquo合作项目rdquoldquo许可协议rdquoldquo研究与开发成果rdquoldquo关键管理人员报酬rdquo及ldquo其他事项rdquo的关联交易

104877810486491048667关键变量不显著的原因可能是样本数量太少尽管在不同的公司财务决策下满足筛选条件的样本数量不同但在实际控制人家族保持不变的情况下董事长由家族成员变更为非家族成员的变更事件至多 36起而董事长一直由实际控制人或其家族成员担任的变更事件则至多有 35起

参考文献

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中国上市公司研究

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Page 14: Ý6× ì ,º ¸ Nb u D¢.CX×é1 · 2019-03-26 · u "mmfo fu bm u u 9v fu bm u u ! j0Î Ô5Î 5Îi¤ 6d° g+±.îvÕ g u fô*u g.ú æ < ¼ /§ 7 / % u +piotpo fu bm u u u ¯egdô

段 回 归 中 我 们 以 董 事 长 是 否 为 非 家 族 成 员

(NF_Chair)作为因变量对工具变量及主检验模型中

的控制变量进行 Probit回归受篇幅限制我们仅报

告了工具变量的回归结果由表 8可知VBD与Mar

riage的系数均为显著为负与预期相符说明无偿献

血率和地区婚姻状况是董事长家族性质的有效工具

变量在第二阶段中我们将第一阶段 Probit回归得

到的逆米尔斯比率(Lambda)加入到主检验模型中并

考察董事长性质对公司财务决策的影响我们发现

Lambda的系数在除资本结构外的所有模型中均十分

显著这就表明我们在分析董事长性质与财务决策的

关系时考虑内生性问题的必要性同时除负债率和

期限结构模型中NF_Chair系数的显著性有所下降外

NF_Chair的系数均至少在 5水平显著系数符号也

与主检验的回归结果一致表明控股家族是否担任董

事长显著影响了上市公司的财务决策选择

综合倾向得分匹配法与工具变量法的实证结果

表明在控制了潜在的内生性问题后董事长性质与

公司财务决策的关系不变也即我们的结论具有稳健

性非家族董事长企业与家族董事长企业之间的财务

决策存在显著差异具体而言相比家族董事长企

业非家族董事长企业的投资创新较少负债率较

高债务期限结构较长现金持有较多股利支付意

愿支付率均较低

五进一步研究控股家族ldquo垂帘听

政rdquo对公司治理及公司绩效的影响

本文以上研究发现可以被解释为控股家族的财

务保守行为(除负债率高这一结果之外)而不是我们

分析的因为家族声誉与上市公司声誉的分离使得控

股家族有更强的掏空动机所致在此部分为验证控

股家族ldquo垂帘听政rdquo对家族企业财务行为的影响主要

服务于控股家族的私有利益我们检验了控股家族

ldquo垂帘听政rdquo对公司代理问题产生的影响首先我们

考察了当实际控制人家族成员不担任董事长时控股

股东是否有更多的剥夺中小股东利益的行为其次

我们检验了控股股东较强的掏空动机是否会影响上

市公司的第一类代理问题并以此说明控股股东是否

会与管理层合谋来实现其ldquo隧道rdquo行为此外我们还

检验了董事长的家族身份对公司绩效的影响为控股

家族ldquo垂帘听政rdquo对公司所产生的不良经济后果提供

进一步的证据支持

(一)非家族成员董事长与控股股东私利

行为

为验证非家族董事长公司是否比家族董事

长公司存在更严重的控股股东代理问题借鉴已

有研究我们从两方面衡量控股股东的私利行

为资金占用程度(OREC)即其他应收款净额除

以总资产(Jiang et al2010Liu et al2015Xuet al2015)关联交易情况包括上市公司总关

联交易额占总资产的比例(RPT)关联交易次数

的自然对数 104877810486491048665(NRPT)(Cheung et al2006Jianand Wong2010Peng et al2011Liu et al2015)在检验控股股东掏空行为的模型中除

关键变量 NF_Chair外我们控制了公司规模资

产负债率资产收益率总资产的账市比公司年

龄第一大股东持股比例等公司特征变量及行

业年度固定效应回归结果如表 9所示

列(1)~(3)的结果表明NF_Chair的系数均

显著为正即相对于由实际控制人家族担任董事

长的企业非家族成员担任董事长的公司中控股

表 9 控股股东的私利行为

注分别表示在 1510水平上显著括号中的数值为 t值所有检验的标准误差均经过异方差和企业层面的聚类调整

NF_Chair

Size

Leverage

ROA

BM

Fage

TOP1

TOP25

PPE

Bsize

Independence

Institution

Intercept

IndustryYearN

Adj R2

(1)OREC

0008(290)

-0006(-347)

0052(574)

-0191(-800)

-0031(-449)

0008(463)0000(009)

0000(217)

-0069(-662)-0001(-136)-0024(-119)

-0000(-268)

0281(671)控制控制94720370

(2)RPT

0043(260)0007(069)

0387(725)-0039(-030)

-0123(-287)0039(228)

0002(333)-0001(-089)0016(029)0002(059)-0013(-011)-0002(-191)-0256(-125)控制控制94720139

(3)NRPT0073(168)

0513(2150)

0639(941)-0174(-085)-0111(-101)0063(152)0003(169)

-0008(-476)

0537(390)0019(152)-0379(-111)0001(043)

-9705(-1831)控制控制94720329

(4)RPT_limit0042(256)0007(073)

0388(736)-0028(-022)

-0117(-276)0038(225)

0002(322)-0001(-096)0017(032)0003(063)-0013(-011)-0002(-188)-0293(-143)控制控制94720140

(5)NRPT_limit

0086(191)

0531(2153)

0702(982)-0219(-103)-0082(-071)0080(187)0002(138)

-0009(-508)

0568(404)0016(125)-0421(-120)0001(048)

-10218(-1824)控制控制94720333

控股家族的ldquo垂帘听政rdquo与公司财务决策

中国上市公司研究

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《管理世界》(月刊)2017年第 3期

股东与中小股东的利益冲突更加严重控股股东侵

占上市公司资金通过关联交易转移公司资源的私

利行为更多当实际控制人或其家族成员不担任

董事长时家族与上市公司的关系较为松散家族

声誉与上市公司声誉的分离导致控股股东的掏空

动机增加一方面为满足其掏空需求控股股东

倾向于将更多的资源保留在公司内部如减少长期

投资提高负债比率延长债务期限持有更多的现

金减少发放股利等另一方面控股股东的机会主

义行为也减少了可用于投资创新活动的资金从

而导致非家族董事长企业的资本支出和专利数量

均较少另外由于部分关联交易可能是公司经营

所需或是服务于公司发展目标而进行的正常交易

活动借鉴姜付秀等(2015)我们在剔除部分可能

存在噪音的关联交易类别后重新检验了董事长性

质 与 关 联 交 易 额(RPT_limit)关 联 交 易 次 数

(NRPT_limit)的关系104877810486491048666列(4)和列(5)报告了该部

分的回归结果与以总关联交易作为被解释变量

的回归模型检验结果一致NF_Chair的系数均显著

为正即相比家族董事长企业非家族董事长企业

与其关联公司有更多的非正常交易潜在的控股股

东私利行为更加严重

(二)非家族成员董事长与管理层代理问题

尽管股东与经理人之间的利益冲突在股权高

度集中的家族企业中较不突出然而在控股股东

不同的掏空动机下家族与非家族董事长企业中的

第一类代理问题可能存在差别当上市公司董事

长由非家族成员担任时控股家族具有较强的攫取

控制权私利的动机而大股东的掏空行为将影响公

司的业绩在以业绩为参照的薪酬体制下大股东

的私利行为将受到管理层的抵制(Wang and Xiao2011)同时因大股东的掏空行为引致的公司负

面报道或业绩不善将损害管理层的声誉(Dyck etal2008)基于自身社会声誉及职业生涯的考虑

管理层将倾向于不配合控股股东的掏空决策因

此为更易实施其机会主义行为疏通其转移资源

的ldquo隧道rdquo控股股东可能会采取联合管理层的方式

侵占中小股东的利益(Burkart et al2003)如降低

薪酬业绩敏感性和离职业绩敏感性增加在职消费

等(苏冬蔚熊家财2013)也即相比于家族董事

长企业非家族董事长公司的控股股东可能会增加

对管理层的激励包括削弱管理层薪酬与业绩的关

联度提高管理层的职位稳定性允许更高的在职

消费等弥补管理层可能的声誉损失

同时由于实际控制人通过任命管理层能够轻

易地获取私利(唐跃军左晶晶2014)中国家族企

业的董事长常与控股股东存在关联(La Porta et al1999Mullins and Schoar2016)董事长的这一特征

为控股家族实现与管理层的合谋提供了可能另

外当上市公司具有较严重的第二类代理问题时

公司的绩效不能很好地反映管理层的努力程度和

能力水平由于缺乏明确的评价管理层表现的标

准管理层的薪酬任职与业绩的关系也较弱(Caoet al2011Wang and Xiao2011)对此我们检验

了董事长性质与管理层薪酬-业绩敏感性离职-业绩敏感性之间的关系即家族与上市公司声誉的分

离在提高控股股东私利行为的同时是否也会恶化

家族企业内的第一类代理问题

表 10列(1)~(3)分别报告了高管董事管理

层薪酬mdash业绩敏感性的回归结果在实证模型中

我们分别采用薪酬最高的前 3名高管董事董监高

的平均薪酬的自然对数作为因变量并控制了高

管董事会管理层的持股比例以及如公司规模等

公司特征变量由表 10 可知检验的关键变量

NF_Chair与 ROA的交叉项在所有薪酬模型中均显

著为负表明相比于家族董事长企业由非家族成

员担任董事长的家族企业中管理层的薪酬mdash业绩

敏感性较低其次我们考察了两类企业中 CEO

董事长的离职mdash业绩敏感性的差异在列(4)和列

(5)显示的 Probit 回归模型中被解释变量分别为

CEO或董事长是否发生变更的哑变量控制变量除

公司规模等特征变量外还包括 CEO或董事长的学

历年龄及任期等可以看出核心变量 NF_Chair

与ROA的交叉项在变更模型中均为正且在 1水平

上显著这就说明在非家族董事长企业中CEO和

董事长因公司业绩表现不佳而发生更替的可能性

较小其离职mdash业绩敏感性比家族董事长企业显著

较低在剔除了董事长与 CEOldquo二职合一rdquo的样本

后回归结果保持不变最后我们也检验了董事

长的家族性质与管理层在职消费之间的关系其中

管理层的在职消费情况用企业支付其他与经营活

动有关的现金与总资产的比例管理费用与总资产

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的比例进行衡量如列(6)和列(7)所示NF_Chair

的系数显著为正说明与家族董事长企业相比非

家族董事长企业中管理层的在职消费更高以上

结果表明在实际控制人家族不担任上市公司董事

长的家族企业中不仅控股股东具有较多的掏空行

为经理人的代理问题也更加严重即家族声誉与

上市公司声誉的分离恶化了上市公司的治理水平

管理层可能与控股股东合谋而为其机会主义行为

提供便利

(三)非家族成员董事长与公司绩效

与董事长性质相对应的公司的财务决策一方

面可能是实际控制人攫取其个人私利的手段从而

损害了公司的业绩表现另一方面家族与非家族

董事长企业财务决策的差异可能适应了公司发展

需要对公司有利因此考察控股家族是否担任

董事长对上市公司绩效的影响将有助于我们更好

地判别上市公司财务决策背后的动机为检验董

事长的家族身份对业绩的影响我们从 3个方面衡

量公司的会计绩效包括资产收益率(ROA)权益

收益率(ROE)销售利润率(ROS)另外由于中国

企业很少破产我们也将企业是否被证监会ldquoSTrdquo或ldquoPTrdquo视为经营不善的极端情况采用以公司股票是

否被特殊处理的二元变量(ST)作为因变量的Probit

模型比较了家族与非家族董事长企业在绩效表现

上 的 差 异 除 董 事 长 是 否 为 非 家 族 成 员

(NF_Chair)这一关键变量外我们在实证模型中也

控制了可能影响公司绩效的因素如公

司规模负债率等公司特征变量及董事

会规模独立董事占比等公司治理变

量实证结果如表 11所示

表 11 列示了董事长的家族身份与

公司绩效的关系的检验结果由列(1)~(3)可以看出NF_Chair 的系数均显著

为负说明与由实际控制人家族成员担

表 11 公司绩效

注分别表示在 1510水平上显著括号中的数值为 t值所有检验的标准误差均经过异方差和企业层面的聚类调整

NF_Chair

Size

Leverage

BM

PPE

Invt

Fage

TOP1

TOP25

Institution

Bsize

Independence

Intercept

IndustryYearN

Adj R2

(1)ROA

-0011(-438)

0020(1276)

-0102(-1368)

-0081(-1313)

-0043(-464)

0043(284)0003(132)

0001(841)

0001(557)

0001(595)

0002(225)-0007(-034)

-0319(-827)控制控制85960326

(2)ROE

-0018(-281)

0033(1065)

0033(310)

-0182(-1307)

-0076(-306)0051(123)0002(037)

0002(1018)

0002(823)

0002(453)-0001(-027)-0041(-075)

-0555(-782)控制控制85960068

(3)ROS

-0031(-247)

0067(961)

-0470(-1166)

-0099(-386)-0084(-193)0158(213)0014(174)

0001(397)

0001(241)

0002(218)0005(122)0021(020)

-1411(-334)控制控制85770228

(4)ST

0294(362)

-0624(-1027)1597(800)0279(108)

0606(199)

-4419(-384)

0538(453)-0001(-019)-0005(-122)

-0019(-252)0024(096)0758(101)

5425(436)控制控制85810477

表 10 薪酬及离职业绩敏感性在职消费

注Ownership在列(1)~(3)中分别为高管董事管理层的持股比例Education与 Tenure分别表示 CEO或董事长的学历任期Duality表示董事长与 CEO是否二职合一若董事长与 CEO为同一人则取值为 1否则为 0在列(4)和(5)中公司绩效 ROA为上一期的资产收益率在列(6)和(7)中PPE为固定资产与存货净额之和除以总资产分别表示在 1510水平上显著括号中的数值为 t值所有检验的标准误差均经过异方差和企业层面的聚类调整

NF_Chair

NF_ChairtimesROA

ROA

Size

Fage

TOP1

TOP25

Institution

Leverage

BM

PPE

Bsize

Independence

Ownership

Education

Age

Tenure

Duality

InterceptIndustryYearN

Adj R2

(1)Execomp-0023(-067)

-0773(-286)

1415(651)

0362(1902)0010(035)0001(132)

0006(426)

0006(269)

-0092(-184)

-0500(-613)-0126(-122)

0039(437)0396(156)

0185(247)

3186(673)控制控制90470479

(2)Dircomp-0061(-158)

-0828(-274)

1452(617)

0405(1973)-0026(-085)0001(047)

0004(278)0004(160)

-0120(-245)

-0549(-624)-0165(-152)

0060(631)0054(020)

0190(247)

2158(390)控制控制89600457

(3)Dsecomp-0001(-003)

-0767(-268)

1428(642)

0368(1961)0026(092)0002(144)

0006(441)

0006(234)

-0081(-166)

-0486(-605)-0050(-047)

0038(401)0321(128)0027(041)

3124(695)控制控制83900418

(4)CEO_change0142(384)

1637(410)

-2051(-633)

0068(324)0053(144)

-0003(-267)-0003(-183)-0004(-134)0038(075)

-0262(-251)-0056(-047)-0006(-054)0290(083)

-0035(-196)

0010(474)

-0249(-2146)

-0096(-269)

-1738(-228)控制控制82530183

(5)Chair_change0356(805)

1450(320)

-1507(-375)0068(257)

0251(452)

-0005(-346)

-0006(-287)-0004(-104)

0131(266)

-0428(-287)-0167(-106)

-0089(-401)-0002(-086)

-0160(-1465)

-0309(-551)

-5719(-998)控制控制83870231

(6)Fee_other0009(244)

-0011(-538)

0012(400)0000(035)-0000(-126)0000(154)

-0036(-367)0002(183)0055(190)

0245(557)控制控制97340129

(7)Fee_manage0006(432)

-0013(-1344)0004(337)

-0000(-255)-0000(-017)

0000(357)

0005(127)

0001(202)0008(059)

0268(1231)控制控制97330233

控股家族的ldquo垂帘听政rdquo与公司财务决策

中国上市公司研究

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《管理世界》(月刊)2017年第 3期

任董事长的公司相比非家族董事长企业的 ROA

ROEROS均较低列(4)报告了董事长的家族性

质 与 上 市 公 司 被 证 监 会ldquoSTrdquo的 概 率 的 关 系

NF_Chair的系数为正且在 1水平显著表明非家

族董事长公司比家族董事长公司更可能被ldquoSTrdquo即非家族董事长企业在出现亏损的情况下更不容易

扭亏为盈综合结果显示相比于家族董事长企

业非家族董事长公司的绩效较差即前文阐述的

家族与非家族董事长企业财务决策的差异更可能

是控股家族基于自利目标选择的结果服务于控股

股东侵占中小股东利益的动机为控股家族ldquo垂帘

听政rdquo扭曲了公司财务决策提供了进一步的证据

支持

六稳健性检验

为保证本文结论的可信性我们从以下几个方

面进行了稳健性检验包括

(1)参照冯旭南(2012)闵亦杰等(2016)我们

将最终控制人可追溯到自然人或家族且其控股比

例不少于 10的企业定义为家族企业并重新进行

以上检验结果支持前文结论当我们以 20作为

定义家族企业的临界点时结论保持不变

(2)参 照 王 化 成 等(2007)韩 亮 亮 和 李 凯

(2008)以及苏忠秦和黄登仕(2012)等我们在剔

除了 STPT类上市公司后对董事长性质与财务决

策的关系进行重新检验实证回归结果与前文基本

一致借鉴涂瑞和肖作平(2010)我们以剔除了资

产负债率大于 1的公司后的样本作为研究对象结

论与前文一致

(3)为消除行业影响我们以经过行业调整的

投资融资股利支付等各项财务决策变量作为解

释变量对研究假设进行了重新检验结果未有实

质性改变另外我们采用 Tobit模型对创新产出

股利支付关联交易与董事长的家族性质之间的关

系进行重新检验结论与主检验相同

(4)借鉴 Amore 等(2011)我们以董事长变更

作为外生事件采用 Difference-in-Difference(DID)方法检验董事长性质与财务决策的关系为检验

两者关系我们以控制家族不变而董事长发生变更

的企业变更前后各两年的样本作为研究对象其

中实验组为由家族董事长变更为非家族董事长的

企业对照组为董事长一直由控制家族担任的企

业在选择变更样本前我们要求样本企业在关键

变量上不存在数据缺失的情况研究发现DID检

验的实证结果与前文结论基本一致但关键变量系

数的显著性下降104877810486491048667

(5)控股家族尽管可能选择不做董事长但可

能派出家族成员担任 CEO这与本文所界定的ldquo垂

帘听政rdquo有所差异为进一步明确ldquo垂帘听政rdquo的含

义我们将控股家族完全放弃上市公司关键职位

(包括董事长和 CEO)的现象重新定义为ldquo垂帘听

政rdquo并重新检验ldquo垂帘听政rdquo对财务决策的影响结

论保持基本不变

限于篇幅我们没有在文中报告稳健性检验的

结果

七结论

基于诸多中国家族上市公司董事长由非家族

成员担任这一现象本文以 1999~2014年所有 A股

上市家族企业作为研究样本实证检验了董事长是

否为实际控制人家族成员对上市公司财务决策的

影响我们研究发现当家族企业的董事长由与实

际控制人无明确家族关系的人员担任时上市公司

的财务决策明显区别于家族成员担任董事长的企

业具体而言与家族董事长企业相比非家族董

事长企业的资本支出和创新产出较少负债比例较

高债务期限结构较长现金持有较多股利支付的

意愿股利支付率均较低同时非家族董事长企

业的绩效也较差被ldquoSTrdquo的可能性更高进一步的

检验表明在由非家族成员担任董事长的家族企业

中公司治理水平较低主要表现为较严重的控股

股东代理问题包括更多的关联交易和资金占用

等与此同时管理层的代理倾向也较高包括管

理层的薪酬mdash业绩敏感性离职mdash业绩敏感性较

低在职消费较多等综合实证结果表明当实际

控制人家族不担任公司董事长时家族与上市公司

声誉的分离增强了控股股东侵占中小股东利益的

动机公司财务决策成为服务控股股东掏空行为的

重要工具即新兴市场中的家族企业财务决策与控

股股东代理问题相关在考虑了潜在的董事长任

命与公司决策之间的内生性问题及一系列稳健性

检验后本文研究结论保持不变

-- 141

本文从非家族董事长的角度考察了控股家族

与上市公司之间的关系为家族与非家族参与公司

财务决策的差异提供了新的解释既补充了家族企

业财务决策领域的文献丰富了有关控股股东代理

问题的研究也为新兴市场中声誉如何发挥作用提

供了证据同时本文的研究结论也有助于投资者

进一步认识家族企业从表现上看引入职业经理

人固然可以降低控股家族对家族企业的控制提高

管理层的经营能力改善公司绩效然而与非家族

CEO非家族董事不同由家族放弃直接管理权引

入非家族董事长带来的可能是居于ldquo幕后rdquo的控股

股东更强的转移公司资源的动机恶化公司经营情

况因此在评价家族对上市公司可能的影响时

我们应具体分析家族涉入的方式及程度而进一步

结合控股家族的其他特征如家族内部结构股权变

动情况等进行分析也是我们后续研究努力的方向

(作者单位中国人民大学商学院责任编辑

尚增健)

注释

①Allen等(2005)针对中国家族企业创始人或高管的调查显示ldquo提升声誉rdquo是企业上市的重要原因之一而ldquo声誉损失rdquo则被视为是公司失败的主要风险

②以本文样本为参考中国上市家族企业中 CEO由非家族成员担任的比例约为 63这一比例也高于国外家族企业职业经理人的占比

③依据 2015年《中国家族企业传承报告》在其抽样调查的 839家家族控股企业中绝大多数企业仍由第一代创始人管控Xu等(2015)的研究也显示在 2003~2011年间仅有 20的上市家族企业的董事长或CEO由二代担任

④家族企业职业经理人与控制家族反目的事件屡见不鲜其中国美电器就是职业经理人与控制家族斗争的典型例子

⑤2015年《中国家族企业传承报告》显示约 74的企业主年龄介于 40~60 岁之间60 岁以上的家族企业主仅 8左右本文样本也表明实际控制人的平均年龄为 50岁左右

⑥对于控股家族退居ldquo幕后rdquo是否以及怎样影响了企业财务行为我们在后文进行了较为详细的分析

⑦在判定最终控制人时我们采用的上市公司职位级别排序的标准为董事长gtCEO或总经理gt董事gt其他

⑧对此变化的可能解释为 2008~2009年大量中小企业在创业板的上市而这些中小企业的管理权大多仍掌握在企业家或实际控制人手中在剔除中小板创业板公司样本后由非家族成员担任董事长的比例稳定在 42左右

⑨当我们采用以购建固定资产无形资产和其他长期资产支付的现金与处置固定资产无形资产和其他长期资产收回的现金之差除以期初的总资产来衡量公司资本支出水平时实证结果保持不变

⑩研发投入数据存在大量缺失且可能存在失真情况如为避免向竞争对手透露公司战略公司可能未真实披露其RampD数额

104877810486491048659当我们采用剔除了外观设计的专利总申请数授权数或采用 t+3期的专利申请授权数作为创新水平的代理变量

实证结果保持不变104877810486491048660在控制其他可能影响上市公司现金持有水平的因素后

我们发现非家族董事长企业比家族董事长企业的现金持有水平高

104877810486491048661由于篇幅限制此处未报告相关系数的检验结果104877810486491048662参考邓建平和曾勇(2005)考虑自由现金流影响的股利

支付模型我们对董事长性质与上市公司股利政策进行了重新检验结果保持不变

104877810486491048663当我们以上市公司所在地同行业中由非家族成员担任董事长的比例或上市公司所在地其他上市公司中非家族董事长比例作为工具变量时研究结论保持不变

104877810486491048664由于卫生部披露的各省份无偿献血情况仅有 2004年度及 2005年第一季度的数据且地区社会资本水平也较稳定我们以 2004年各省无偿献血率作为样本区间内地区社会资本水平的衡量指标

104877810486491048665参考魏明海等(2013)我们将上市公司的关联交易按交易方向区分为上市公司向关联方购买销售产品等的关联交易后对董事长性质与控股股东私利行为分别进行检验结论基本不变

104877810486491048666依照CSMAR数据库中对关联交易的分类及本文研究目标我们剔除了类别为ldquo合作项目rdquoldquo许可协议rdquoldquo研究与开发成果rdquoldquo关键管理人员报酬rdquo及ldquo其他事项rdquo的关联交易

104877810486491048667关键变量不显著的原因可能是样本数量太少尽管在不同的公司财务决策下满足筛选条件的样本数量不同但在实际控制人家族保持不变的情况下董事长由家族成员变更为非家族成员的变更事件至多 36起而董事长一直由实际控制人或其家族成员担任的变更事件则至多有 35起

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《管理世界》(月刊)2017年第 3期

股东与中小股东的利益冲突更加严重控股股东侵

占上市公司资金通过关联交易转移公司资源的私

利行为更多当实际控制人或其家族成员不担任

董事长时家族与上市公司的关系较为松散家族

声誉与上市公司声誉的分离导致控股股东的掏空

动机增加一方面为满足其掏空需求控股股东

倾向于将更多的资源保留在公司内部如减少长期

投资提高负债比率延长债务期限持有更多的现

金减少发放股利等另一方面控股股东的机会主

义行为也减少了可用于投资创新活动的资金从

而导致非家族董事长企业的资本支出和专利数量

均较少另外由于部分关联交易可能是公司经营

所需或是服务于公司发展目标而进行的正常交易

活动借鉴姜付秀等(2015)我们在剔除部分可能

存在噪音的关联交易类别后重新检验了董事长性

质 与 关 联 交 易 额(RPT_limit)关 联 交 易 次 数

(NRPT_limit)的关系104877810486491048666列(4)和列(5)报告了该部

分的回归结果与以总关联交易作为被解释变量

的回归模型检验结果一致NF_Chair的系数均显著

为正即相比家族董事长企业非家族董事长企业

与其关联公司有更多的非正常交易潜在的控股股

东私利行为更加严重

(二)非家族成员董事长与管理层代理问题

尽管股东与经理人之间的利益冲突在股权高

度集中的家族企业中较不突出然而在控股股东

不同的掏空动机下家族与非家族董事长企业中的

第一类代理问题可能存在差别当上市公司董事

长由非家族成员担任时控股家族具有较强的攫取

控制权私利的动机而大股东的掏空行为将影响公

司的业绩在以业绩为参照的薪酬体制下大股东

的私利行为将受到管理层的抵制(Wang and Xiao2011)同时因大股东的掏空行为引致的公司负

面报道或业绩不善将损害管理层的声誉(Dyck etal2008)基于自身社会声誉及职业生涯的考虑

管理层将倾向于不配合控股股东的掏空决策因

此为更易实施其机会主义行为疏通其转移资源

的ldquo隧道rdquo控股股东可能会采取联合管理层的方式

侵占中小股东的利益(Burkart et al2003)如降低

薪酬业绩敏感性和离职业绩敏感性增加在职消费

等(苏冬蔚熊家财2013)也即相比于家族董事

长企业非家族董事长公司的控股股东可能会增加

对管理层的激励包括削弱管理层薪酬与业绩的关

联度提高管理层的职位稳定性允许更高的在职

消费等弥补管理层可能的声誉损失

同时由于实际控制人通过任命管理层能够轻

易地获取私利(唐跃军左晶晶2014)中国家族企

业的董事长常与控股股东存在关联(La Porta et al1999Mullins and Schoar2016)董事长的这一特征

为控股家族实现与管理层的合谋提供了可能另

外当上市公司具有较严重的第二类代理问题时

公司的绩效不能很好地反映管理层的努力程度和

能力水平由于缺乏明确的评价管理层表现的标

准管理层的薪酬任职与业绩的关系也较弱(Caoet al2011Wang and Xiao2011)对此我们检验

了董事长性质与管理层薪酬-业绩敏感性离职-业绩敏感性之间的关系即家族与上市公司声誉的分

离在提高控股股东私利行为的同时是否也会恶化

家族企业内的第一类代理问题

表 10列(1)~(3)分别报告了高管董事管理

层薪酬mdash业绩敏感性的回归结果在实证模型中

我们分别采用薪酬最高的前 3名高管董事董监高

的平均薪酬的自然对数作为因变量并控制了高

管董事会管理层的持股比例以及如公司规模等

公司特征变量由表 10 可知检验的关键变量

NF_Chair与 ROA的交叉项在所有薪酬模型中均显

著为负表明相比于家族董事长企业由非家族成

员担任董事长的家族企业中管理层的薪酬mdash业绩

敏感性较低其次我们考察了两类企业中 CEO

董事长的离职mdash业绩敏感性的差异在列(4)和列

(5)显示的 Probit 回归模型中被解释变量分别为

CEO或董事长是否发生变更的哑变量控制变量除

公司规模等特征变量外还包括 CEO或董事长的学

历年龄及任期等可以看出核心变量 NF_Chair

与ROA的交叉项在变更模型中均为正且在 1水平

上显著这就说明在非家族董事长企业中CEO和

董事长因公司业绩表现不佳而发生更替的可能性

较小其离职mdash业绩敏感性比家族董事长企业显著

较低在剔除了董事长与 CEOldquo二职合一rdquo的样本

后回归结果保持不变最后我们也检验了董事

长的家族性质与管理层在职消费之间的关系其中

管理层的在职消费情况用企业支付其他与经营活

动有关的现金与总资产的比例管理费用与总资产

-- 139

的比例进行衡量如列(6)和列(7)所示NF_Chair

的系数显著为正说明与家族董事长企业相比非

家族董事长企业中管理层的在职消费更高以上

结果表明在实际控制人家族不担任上市公司董事

长的家族企业中不仅控股股东具有较多的掏空行

为经理人的代理问题也更加严重即家族声誉与

上市公司声誉的分离恶化了上市公司的治理水平

管理层可能与控股股东合谋而为其机会主义行为

提供便利

(三)非家族成员董事长与公司绩效

与董事长性质相对应的公司的财务决策一方

面可能是实际控制人攫取其个人私利的手段从而

损害了公司的业绩表现另一方面家族与非家族

董事长企业财务决策的差异可能适应了公司发展

需要对公司有利因此考察控股家族是否担任

董事长对上市公司绩效的影响将有助于我们更好

地判别上市公司财务决策背后的动机为检验董

事长的家族身份对业绩的影响我们从 3个方面衡

量公司的会计绩效包括资产收益率(ROA)权益

收益率(ROE)销售利润率(ROS)另外由于中国

企业很少破产我们也将企业是否被证监会ldquoSTrdquo或ldquoPTrdquo视为经营不善的极端情况采用以公司股票是

否被特殊处理的二元变量(ST)作为因变量的Probit

模型比较了家族与非家族董事长企业在绩效表现

上 的 差 异 除 董 事 长 是 否 为 非 家 族 成 员

(NF_Chair)这一关键变量外我们在实证模型中也

控制了可能影响公司绩效的因素如公

司规模负债率等公司特征变量及董事

会规模独立董事占比等公司治理变

量实证结果如表 11所示

表 11 列示了董事长的家族身份与

公司绩效的关系的检验结果由列(1)~(3)可以看出NF_Chair 的系数均显著

为负说明与由实际控制人家族成员担

表 11 公司绩效

注分别表示在 1510水平上显著括号中的数值为 t值所有检验的标准误差均经过异方差和企业层面的聚类调整

NF_Chair

Size

Leverage

BM

PPE

Invt

Fage

TOP1

TOP25

Institution

Bsize

Independence

Intercept

IndustryYearN

Adj R2

(1)ROA

-0011(-438)

0020(1276)

-0102(-1368)

-0081(-1313)

-0043(-464)

0043(284)0003(132)

0001(841)

0001(557)

0001(595)

0002(225)-0007(-034)

-0319(-827)控制控制85960326

(2)ROE

-0018(-281)

0033(1065)

0033(310)

-0182(-1307)

-0076(-306)0051(123)0002(037)

0002(1018)

0002(823)

0002(453)-0001(-027)-0041(-075)

-0555(-782)控制控制85960068

(3)ROS

-0031(-247)

0067(961)

-0470(-1166)

-0099(-386)-0084(-193)0158(213)0014(174)

0001(397)

0001(241)

0002(218)0005(122)0021(020)

-1411(-334)控制控制85770228

(4)ST

0294(362)

-0624(-1027)1597(800)0279(108)

0606(199)

-4419(-384)

0538(453)-0001(-019)-0005(-122)

-0019(-252)0024(096)0758(101)

5425(436)控制控制85810477

表 10 薪酬及离职业绩敏感性在职消费

注Ownership在列(1)~(3)中分别为高管董事管理层的持股比例Education与 Tenure分别表示 CEO或董事长的学历任期Duality表示董事长与 CEO是否二职合一若董事长与 CEO为同一人则取值为 1否则为 0在列(4)和(5)中公司绩效 ROA为上一期的资产收益率在列(6)和(7)中PPE为固定资产与存货净额之和除以总资产分别表示在 1510水平上显著括号中的数值为 t值所有检验的标准误差均经过异方差和企业层面的聚类调整

NF_Chair

NF_ChairtimesROA

ROA

Size

Fage

TOP1

TOP25

Institution

Leverage

BM

PPE

Bsize

Independence

Ownership

Education

Age

Tenure

Duality

InterceptIndustryYearN

Adj R2

(1)Execomp-0023(-067)

-0773(-286)

1415(651)

0362(1902)0010(035)0001(132)

0006(426)

0006(269)

-0092(-184)

-0500(-613)-0126(-122)

0039(437)0396(156)

0185(247)

3186(673)控制控制90470479

(2)Dircomp-0061(-158)

-0828(-274)

1452(617)

0405(1973)-0026(-085)0001(047)

0004(278)0004(160)

-0120(-245)

-0549(-624)-0165(-152)

0060(631)0054(020)

0190(247)

2158(390)控制控制89600457

(3)Dsecomp-0001(-003)

-0767(-268)

1428(642)

0368(1961)0026(092)0002(144)

0006(441)

0006(234)

-0081(-166)

-0486(-605)-0050(-047)

0038(401)0321(128)0027(041)

3124(695)控制控制83900418

(4)CEO_change0142(384)

1637(410)

-2051(-633)

0068(324)0053(144)

-0003(-267)-0003(-183)-0004(-134)0038(075)

-0262(-251)-0056(-047)-0006(-054)0290(083)

-0035(-196)

0010(474)

-0249(-2146)

-0096(-269)

-1738(-228)控制控制82530183

(5)Chair_change0356(805)

1450(320)

-1507(-375)0068(257)

0251(452)

-0005(-346)

-0006(-287)-0004(-104)

0131(266)

-0428(-287)-0167(-106)

-0089(-401)-0002(-086)

-0160(-1465)

-0309(-551)

-5719(-998)控制控制83870231

(6)Fee_other0009(244)

-0011(-538)

0012(400)0000(035)-0000(-126)0000(154)

-0036(-367)0002(183)0055(190)

0245(557)控制控制97340129

(7)Fee_manage0006(432)

-0013(-1344)0004(337)

-0000(-255)-0000(-017)

0000(357)

0005(127)

0001(202)0008(059)

0268(1231)控制控制97330233

控股家族的ldquo垂帘听政rdquo与公司财务决策

中国上市公司研究

-- 140

《管理世界》(月刊)2017年第 3期

任董事长的公司相比非家族董事长企业的 ROA

ROEROS均较低列(4)报告了董事长的家族性

质 与 上 市 公 司 被 证 监 会ldquoSTrdquo的 概 率 的 关 系

NF_Chair的系数为正且在 1水平显著表明非家

族董事长公司比家族董事长公司更可能被ldquoSTrdquo即非家族董事长企业在出现亏损的情况下更不容易

扭亏为盈综合结果显示相比于家族董事长企

业非家族董事长公司的绩效较差即前文阐述的

家族与非家族董事长企业财务决策的差异更可能

是控股家族基于自利目标选择的结果服务于控股

股东侵占中小股东利益的动机为控股家族ldquo垂帘

听政rdquo扭曲了公司财务决策提供了进一步的证据

支持

六稳健性检验

为保证本文结论的可信性我们从以下几个方

面进行了稳健性检验包括

(1)参照冯旭南(2012)闵亦杰等(2016)我们

将最终控制人可追溯到自然人或家族且其控股比

例不少于 10的企业定义为家族企业并重新进行

以上检验结果支持前文结论当我们以 20作为

定义家族企业的临界点时结论保持不变

(2)参 照 王 化 成 等(2007)韩 亮 亮 和 李 凯

(2008)以及苏忠秦和黄登仕(2012)等我们在剔

除了 STPT类上市公司后对董事长性质与财务决

策的关系进行重新检验实证回归结果与前文基本

一致借鉴涂瑞和肖作平(2010)我们以剔除了资

产负债率大于 1的公司后的样本作为研究对象结

论与前文一致

(3)为消除行业影响我们以经过行业调整的

投资融资股利支付等各项财务决策变量作为解

释变量对研究假设进行了重新检验结果未有实

质性改变另外我们采用 Tobit模型对创新产出

股利支付关联交易与董事长的家族性质之间的关

系进行重新检验结论与主检验相同

(4)借鉴 Amore 等(2011)我们以董事长变更

作为外生事件采用 Difference-in-Difference(DID)方法检验董事长性质与财务决策的关系为检验

两者关系我们以控制家族不变而董事长发生变更

的企业变更前后各两年的样本作为研究对象其

中实验组为由家族董事长变更为非家族董事长的

企业对照组为董事长一直由控制家族担任的企

业在选择变更样本前我们要求样本企业在关键

变量上不存在数据缺失的情况研究发现DID检

验的实证结果与前文结论基本一致但关键变量系

数的显著性下降104877810486491048667

(5)控股家族尽管可能选择不做董事长但可

能派出家族成员担任 CEO这与本文所界定的ldquo垂

帘听政rdquo有所差异为进一步明确ldquo垂帘听政rdquo的含

义我们将控股家族完全放弃上市公司关键职位

(包括董事长和 CEO)的现象重新定义为ldquo垂帘听

政rdquo并重新检验ldquo垂帘听政rdquo对财务决策的影响结

论保持基本不变

限于篇幅我们没有在文中报告稳健性检验的

结果

七结论

基于诸多中国家族上市公司董事长由非家族

成员担任这一现象本文以 1999~2014年所有 A股

上市家族企业作为研究样本实证检验了董事长是

否为实际控制人家族成员对上市公司财务决策的

影响我们研究发现当家族企业的董事长由与实

际控制人无明确家族关系的人员担任时上市公司

的财务决策明显区别于家族成员担任董事长的企

业具体而言与家族董事长企业相比非家族董

事长企业的资本支出和创新产出较少负债比例较

高债务期限结构较长现金持有较多股利支付的

意愿股利支付率均较低同时非家族董事长企

业的绩效也较差被ldquoSTrdquo的可能性更高进一步的

检验表明在由非家族成员担任董事长的家族企业

中公司治理水平较低主要表现为较严重的控股

股东代理问题包括更多的关联交易和资金占用

等与此同时管理层的代理倾向也较高包括管

理层的薪酬mdash业绩敏感性离职mdash业绩敏感性较

低在职消费较多等综合实证结果表明当实际

控制人家族不担任公司董事长时家族与上市公司

声誉的分离增强了控股股东侵占中小股东利益的

动机公司财务决策成为服务控股股东掏空行为的

重要工具即新兴市场中的家族企业财务决策与控

股股东代理问题相关在考虑了潜在的董事长任

命与公司决策之间的内生性问题及一系列稳健性

检验后本文研究结论保持不变

-- 141

本文从非家族董事长的角度考察了控股家族

与上市公司之间的关系为家族与非家族参与公司

财务决策的差异提供了新的解释既补充了家族企

业财务决策领域的文献丰富了有关控股股东代理

问题的研究也为新兴市场中声誉如何发挥作用提

供了证据同时本文的研究结论也有助于投资者

进一步认识家族企业从表现上看引入职业经理

人固然可以降低控股家族对家族企业的控制提高

管理层的经营能力改善公司绩效然而与非家族

CEO非家族董事不同由家族放弃直接管理权引

入非家族董事长带来的可能是居于ldquo幕后rdquo的控股

股东更强的转移公司资源的动机恶化公司经营情

况因此在评价家族对上市公司可能的影响时

我们应具体分析家族涉入的方式及程度而进一步

结合控股家族的其他特征如家族内部结构股权变

动情况等进行分析也是我们后续研究努力的方向

(作者单位中国人民大学商学院责任编辑

尚增健)

注释

①Allen等(2005)针对中国家族企业创始人或高管的调查显示ldquo提升声誉rdquo是企业上市的重要原因之一而ldquo声誉损失rdquo则被视为是公司失败的主要风险

②以本文样本为参考中国上市家族企业中 CEO由非家族成员担任的比例约为 63这一比例也高于国外家族企业职业经理人的占比

③依据 2015年《中国家族企业传承报告》在其抽样调查的 839家家族控股企业中绝大多数企业仍由第一代创始人管控Xu等(2015)的研究也显示在 2003~2011年间仅有 20的上市家族企业的董事长或CEO由二代担任

④家族企业职业经理人与控制家族反目的事件屡见不鲜其中国美电器就是职业经理人与控制家族斗争的典型例子

⑤2015年《中国家族企业传承报告》显示约 74的企业主年龄介于 40~60 岁之间60 岁以上的家族企业主仅 8左右本文样本也表明实际控制人的平均年龄为 50岁左右

⑥对于控股家族退居ldquo幕后rdquo是否以及怎样影响了企业财务行为我们在后文进行了较为详细的分析

⑦在判定最终控制人时我们采用的上市公司职位级别排序的标准为董事长gtCEO或总经理gt董事gt其他

⑧对此变化的可能解释为 2008~2009年大量中小企业在创业板的上市而这些中小企业的管理权大多仍掌握在企业家或实际控制人手中在剔除中小板创业板公司样本后由非家族成员担任董事长的比例稳定在 42左右

⑨当我们采用以购建固定资产无形资产和其他长期资产支付的现金与处置固定资产无形资产和其他长期资产收回的现金之差除以期初的总资产来衡量公司资本支出水平时实证结果保持不变

⑩研发投入数据存在大量缺失且可能存在失真情况如为避免向竞争对手透露公司战略公司可能未真实披露其RampD数额

104877810486491048659当我们采用剔除了外观设计的专利总申请数授权数或采用 t+3期的专利申请授权数作为创新水平的代理变量

实证结果保持不变104877810486491048660在控制其他可能影响上市公司现金持有水平的因素后

我们发现非家族董事长企业比家族董事长企业的现金持有水平高

104877810486491048661由于篇幅限制此处未报告相关系数的检验结果104877810486491048662参考邓建平和曾勇(2005)考虑自由现金流影响的股利

支付模型我们对董事长性质与上市公司股利政策进行了重新检验结果保持不变

104877810486491048663当我们以上市公司所在地同行业中由非家族成员担任董事长的比例或上市公司所在地其他上市公司中非家族董事长比例作为工具变量时研究结论保持不变

104877810486491048664由于卫生部披露的各省份无偿献血情况仅有 2004年度及 2005年第一季度的数据且地区社会资本水平也较稳定我们以 2004年各省无偿献血率作为样本区间内地区社会资本水平的衡量指标

104877810486491048665参考魏明海等(2013)我们将上市公司的关联交易按交易方向区分为上市公司向关联方购买销售产品等的关联交易后对董事长性质与控股股东私利行为分别进行检验结论基本不变

104877810486491048666依照CSMAR数据库中对关联交易的分类及本文研究目标我们剔除了类别为ldquo合作项目rdquoldquo许可协议rdquoldquo研究与开发成果rdquoldquo关键管理人员报酬rdquo及ldquo其他事项rdquo的关联交易

104877810486491048667关键变量不显著的原因可能是样本数量太少尽管在不同的公司财务决策下满足筛选条件的样本数量不同但在实际控制人家族保持不变的情况下董事长由家族成员变更为非家族成员的变更事件至多 36起而董事长一直由实际控制人或其家族成员担任的变更事件则至多有 35起

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Page 16: Ý6× ì ,º ¸ Nb u D¢.CX×é1 · 2019-03-26 · u "mmfo fu bm u u 9v fu bm u u ! j0Î Ô5Î 5Îi¤ 6d° g+±.îvÕ g u fô*u g.ú æ < ¼ /§ 7 / % u +piotpo fu bm u u u ¯egdô

的比例进行衡量如列(6)和列(7)所示NF_Chair

的系数显著为正说明与家族董事长企业相比非

家族董事长企业中管理层的在职消费更高以上

结果表明在实际控制人家族不担任上市公司董事

长的家族企业中不仅控股股东具有较多的掏空行

为经理人的代理问题也更加严重即家族声誉与

上市公司声誉的分离恶化了上市公司的治理水平

管理层可能与控股股东合谋而为其机会主义行为

提供便利

(三)非家族成员董事长与公司绩效

与董事长性质相对应的公司的财务决策一方

面可能是实际控制人攫取其个人私利的手段从而

损害了公司的业绩表现另一方面家族与非家族

董事长企业财务决策的差异可能适应了公司发展

需要对公司有利因此考察控股家族是否担任

董事长对上市公司绩效的影响将有助于我们更好

地判别上市公司财务决策背后的动机为检验董

事长的家族身份对业绩的影响我们从 3个方面衡

量公司的会计绩效包括资产收益率(ROA)权益

收益率(ROE)销售利润率(ROS)另外由于中国

企业很少破产我们也将企业是否被证监会ldquoSTrdquo或ldquoPTrdquo视为经营不善的极端情况采用以公司股票是

否被特殊处理的二元变量(ST)作为因变量的Probit

模型比较了家族与非家族董事长企业在绩效表现

上 的 差 异 除 董 事 长 是 否 为 非 家 族 成 员

(NF_Chair)这一关键变量外我们在实证模型中也

控制了可能影响公司绩效的因素如公

司规模负债率等公司特征变量及董事

会规模独立董事占比等公司治理变

量实证结果如表 11所示

表 11 列示了董事长的家族身份与

公司绩效的关系的检验结果由列(1)~(3)可以看出NF_Chair 的系数均显著

为负说明与由实际控制人家族成员担

表 11 公司绩效

注分别表示在 1510水平上显著括号中的数值为 t值所有检验的标准误差均经过异方差和企业层面的聚类调整

NF_Chair

Size

Leverage

BM

PPE

Invt

Fage

TOP1

TOP25

Institution

Bsize

Independence

Intercept

IndustryYearN

Adj R2

(1)ROA

-0011(-438)

0020(1276)

-0102(-1368)

-0081(-1313)

-0043(-464)

0043(284)0003(132)

0001(841)

0001(557)

0001(595)

0002(225)-0007(-034)

-0319(-827)控制控制85960326

(2)ROE

-0018(-281)

0033(1065)

0033(310)

-0182(-1307)

-0076(-306)0051(123)0002(037)

0002(1018)

0002(823)

0002(453)-0001(-027)-0041(-075)

-0555(-782)控制控制85960068

(3)ROS

-0031(-247)

0067(961)

-0470(-1166)

-0099(-386)-0084(-193)0158(213)0014(174)

0001(397)

0001(241)

0002(218)0005(122)0021(020)

-1411(-334)控制控制85770228

(4)ST

0294(362)

-0624(-1027)1597(800)0279(108)

0606(199)

-4419(-384)

0538(453)-0001(-019)-0005(-122)

-0019(-252)0024(096)0758(101)

5425(436)控制控制85810477

表 10 薪酬及离职业绩敏感性在职消费

注Ownership在列(1)~(3)中分别为高管董事管理层的持股比例Education与 Tenure分别表示 CEO或董事长的学历任期Duality表示董事长与 CEO是否二职合一若董事长与 CEO为同一人则取值为 1否则为 0在列(4)和(5)中公司绩效 ROA为上一期的资产收益率在列(6)和(7)中PPE为固定资产与存货净额之和除以总资产分别表示在 1510水平上显著括号中的数值为 t值所有检验的标准误差均经过异方差和企业层面的聚类调整

NF_Chair

NF_ChairtimesROA

ROA

Size

Fage

TOP1

TOP25

Institution

Leverage

BM

PPE

Bsize

Independence

Ownership

Education

Age

Tenure

Duality

InterceptIndustryYearN

Adj R2

(1)Execomp-0023(-067)

-0773(-286)

1415(651)

0362(1902)0010(035)0001(132)

0006(426)

0006(269)

-0092(-184)

-0500(-613)-0126(-122)

0039(437)0396(156)

0185(247)

3186(673)控制控制90470479

(2)Dircomp-0061(-158)

-0828(-274)

1452(617)

0405(1973)-0026(-085)0001(047)

0004(278)0004(160)

-0120(-245)

-0549(-624)-0165(-152)

0060(631)0054(020)

0190(247)

2158(390)控制控制89600457

(3)Dsecomp-0001(-003)

-0767(-268)

1428(642)

0368(1961)0026(092)0002(144)

0006(441)

0006(234)

-0081(-166)

-0486(-605)-0050(-047)

0038(401)0321(128)0027(041)

3124(695)控制控制83900418

(4)CEO_change0142(384)

1637(410)

-2051(-633)

0068(324)0053(144)

-0003(-267)-0003(-183)-0004(-134)0038(075)

-0262(-251)-0056(-047)-0006(-054)0290(083)

-0035(-196)

0010(474)

-0249(-2146)

-0096(-269)

-1738(-228)控制控制82530183

(5)Chair_change0356(805)

1450(320)

-1507(-375)0068(257)

0251(452)

-0005(-346)

-0006(-287)-0004(-104)

0131(266)

-0428(-287)-0167(-106)

-0089(-401)-0002(-086)

-0160(-1465)

-0309(-551)

-5719(-998)控制控制83870231

(6)Fee_other0009(244)

-0011(-538)

0012(400)0000(035)-0000(-126)0000(154)

-0036(-367)0002(183)0055(190)

0245(557)控制控制97340129

(7)Fee_manage0006(432)

-0013(-1344)0004(337)

-0000(-255)-0000(-017)

0000(357)

0005(127)

0001(202)0008(059)

0268(1231)控制控制97330233

控股家族的ldquo垂帘听政rdquo与公司财务决策

中国上市公司研究

-- 140

《管理世界》(月刊)2017年第 3期

任董事长的公司相比非家族董事长企业的 ROA

ROEROS均较低列(4)报告了董事长的家族性

质 与 上 市 公 司 被 证 监 会ldquoSTrdquo的 概 率 的 关 系

NF_Chair的系数为正且在 1水平显著表明非家

族董事长公司比家族董事长公司更可能被ldquoSTrdquo即非家族董事长企业在出现亏损的情况下更不容易

扭亏为盈综合结果显示相比于家族董事长企

业非家族董事长公司的绩效较差即前文阐述的

家族与非家族董事长企业财务决策的差异更可能

是控股家族基于自利目标选择的结果服务于控股

股东侵占中小股东利益的动机为控股家族ldquo垂帘

听政rdquo扭曲了公司财务决策提供了进一步的证据

支持

六稳健性检验

为保证本文结论的可信性我们从以下几个方

面进行了稳健性检验包括

(1)参照冯旭南(2012)闵亦杰等(2016)我们

将最终控制人可追溯到自然人或家族且其控股比

例不少于 10的企业定义为家族企业并重新进行

以上检验结果支持前文结论当我们以 20作为

定义家族企业的临界点时结论保持不变

(2)参 照 王 化 成 等(2007)韩 亮 亮 和 李 凯

(2008)以及苏忠秦和黄登仕(2012)等我们在剔

除了 STPT类上市公司后对董事长性质与财务决

策的关系进行重新检验实证回归结果与前文基本

一致借鉴涂瑞和肖作平(2010)我们以剔除了资

产负债率大于 1的公司后的样本作为研究对象结

论与前文一致

(3)为消除行业影响我们以经过行业调整的

投资融资股利支付等各项财务决策变量作为解

释变量对研究假设进行了重新检验结果未有实

质性改变另外我们采用 Tobit模型对创新产出

股利支付关联交易与董事长的家族性质之间的关

系进行重新检验结论与主检验相同

(4)借鉴 Amore 等(2011)我们以董事长变更

作为外生事件采用 Difference-in-Difference(DID)方法检验董事长性质与财务决策的关系为检验

两者关系我们以控制家族不变而董事长发生变更

的企业变更前后各两年的样本作为研究对象其

中实验组为由家族董事长变更为非家族董事长的

企业对照组为董事长一直由控制家族担任的企

业在选择变更样本前我们要求样本企业在关键

变量上不存在数据缺失的情况研究发现DID检

验的实证结果与前文结论基本一致但关键变量系

数的显著性下降104877810486491048667

(5)控股家族尽管可能选择不做董事长但可

能派出家族成员担任 CEO这与本文所界定的ldquo垂

帘听政rdquo有所差异为进一步明确ldquo垂帘听政rdquo的含

义我们将控股家族完全放弃上市公司关键职位

(包括董事长和 CEO)的现象重新定义为ldquo垂帘听

政rdquo并重新检验ldquo垂帘听政rdquo对财务决策的影响结

论保持基本不变

限于篇幅我们没有在文中报告稳健性检验的

结果

七结论

基于诸多中国家族上市公司董事长由非家族

成员担任这一现象本文以 1999~2014年所有 A股

上市家族企业作为研究样本实证检验了董事长是

否为实际控制人家族成员对上市公司财务决策的

影响我们研究发现当家族企业的董事长由与实

际控制人无明确家族关系的人员担任时上市公司

的财务决策明显区别于家族成员担任董事长的企

业具体而言与家族董事长企业相比非家族董

事长企业的资本支出和创新产出较少负债比例较

高债务期限结构较长现金持有较多股利支付的

意愿股利支付率均较低同时非家族董事长企

业的绩效也较差被ldquoSTrdquo的可能性更高进一步的

检验表明在由非家族成员担任董事长的家族企业

中公司治理水平较低主要表现为较严重的控股

股东代理问题包括更多的关联交易和资金占用

等与此同时管理层的代理倾向也较高包括管

理层的薪酬mdash业绩敏感性离职mdash业绩敏感性较

低在职消费较多等综合实证结果表明当实际

控制人家族不担任公司董事长时家族与上市公司

声誉的分离增强了控股股东侵占中小股东利益的

动机公司财务决策成为服务控股股东掏空行为的

重要工具即新兴市场中的家族企业财务决策与控

股股东代理问题相关在考虑了潜在的董事长任

命与公司决策之间的内生性问题及一系列稳健性

检验后本文研究结论保持不变

-- 141

本文从非家族董事长的角度考察了控股家族

与上市公司之间的关系为家族与非家族参与公司

财务决策的差异提供了新的解释既补充了家族企

业财务决策领域的文献丰富了有关控股股东代理

问题的研究也为新兴市场中声誉如何发挥作用提

供了证据同时本文的研究结论也有助于投资者

进一步认识家族企业从表现上看引入职业经理

人固然可以降低控股家族对家族企业的控制提高

管理层的经营能力改善公司绩效然而与非家族

CEO非家族董事不同由家族放弃直接管理权引

入非家族董事长带来的可能是居于ldquo幕后rdquo的控股

股东更强的转移公司资源的动机恶化公司经营情

况因此在评价家族对上市公司可能的影响时

我们应具体分析家族涉入的方式及程度而进一步

结合控股家族的其他特征如家族内部结构股权变

动情况等进行分析也是我们后续研究努力的方向

(作者单位中国人民大学商学院责任编辑

尚增健)

注释

①Allen等(2005)针对中国家族企业创始人或高管的调查显示ldquo提升声誉rdquo是企业上市的重要原因之一而ldquo声誉损失rdquo则被视为是公司失败的主要风险

②以本文样本为参考中国上市家族企业中 CEO由非家族成员担任的比例约为 63这一比例也高于国外家族企业职业经理人的占比

③依据 2015年《中国家族企业传承报告》在其抽样调查的 839家家族控股企业中绝大多数企业仍由第一代创始人管控Xu等(2015)的研究也显示在 2003~2011年间仅有 20的上市家族企业的董事长或CEO由二代担任

④家族企业职业经理人与控制家族反目的事件屡见不鲜其中国美电器就是职业经理人与控制家族斗争的典型例子

⑤2015年《中国家族企业传承报告》显示约 74的企业主年龄介于 40~60 岁之间60 岁以上的家族企业主仅 8左右本文样本也表明实际控制人的平均年龄为 50岁左右

⑥对于控股家族退居ldquo幕后rdquo是否以及怎样影响了企业财务行为我们在后文进行了较为详细的分析

⑦在判定最终控制人时我们采用的上市公司职位级别排序的标准为董事长gtCEO或总经理gt董事gt其他

⑧对此变化的可能解释为 2008~2009年大量中小企业在创业板的上市而这些中小企业的管理权大多仍掌握在企业家或实际控制人手中在剔除中小板创业板公司样本后由非家族成员担任董事长的比例稳定在 42左右

⑨当我们采用以购建固定资产无形资产和其他长期资产支付的现金与处置固定资产无形资产和其他长期资产收回的现金之差除以期初的总资产来衡量公司资本支出水平时实证结果保持不变

⑩研发投入数据存在大量缺失且可能存在失真情况如为避免向竞争对手透露公司战略公司可能未真实披露其RampD数额

104877810486491048659当我们采用剔除了外观设计的专利总申请数授权数或采用 t+3期的专利申请授权数作为创新水平的代理变量

实证结果保持不变104877810486491048660在控制其他可能影响上市公司现金持有水平的因素后

我们发现非家族董事长企业比家族董事长企业的现金持有水平高

104877810486491048661由于篇幅限制此处未报告相关系数的检验结果104877810486491048662参考邓建平和曾勇(2005)考虑自由现金流影响的股利

支付模型我们对董事长性质与上市公司股利政策进行了重新检验结果保持不变

104877810486491048663当我们以上市公司所在地同行业中由非家族成员担任董事长的比例或上市公司所在地其他上市公司中非家族董事长比例作为工具变量时研究结论保持不变

104877810486491048664由于卫生部披露的各省份无偿献血情况仅有 2004年度及 2005年第一季度的数据且地区社会资本水平也较稳定我们以 2004年各省无偿献血率作为样本区间内地区社会资本水平的衡量指标

104877810486491048665参考魏明海等(2013)我们将上市公司的关联交易按交易方向区分为上市公司向关联方购买销售产品等的关联交易后对董事长性质与控股股东私利行为分别进行检验结论基本不变

104877810486491048666依照CSMAR数据库中对关联交易的分类及本文研究目标我们剔除了类别为ldquo合作项目rdquoldquo许可协议rdquoldquo研究与开发成果rdquoldquo关键管理人员报酬rdquo及ldquo其他事项rdquo的关联交易

104877810486491048667关键变量不显著的原因可能是样本数量太少尽管在不同的公司财务决策下满足筛选条件的样本数量不同但在实际控制人家族保持不变的情况下董事长由家族成员变更为非家族成员的变更事件至多 36起而董事长一直由实际控制人或其家族成员担任的变更事件则至多有 35起

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《管理世界》(月刊)2017年第 3期

任董事长的公司相比非家族董事长企业的 ROA

ROEROS均较低列(4)报告了董事长的家族性

质 与 上 市 公 司 被 证 监 会ldquoSTrdquo的 概 率 的 关 系

NF_Chair的系数为正且在 1水平显著表明非家

族董事长公司比家族董事长公司更可能被ldquoSTrdquo即非家族董事长企业在出现亏损的情况下更不容易

扭亏为盈综合结果显示相比于家族董事长企

业非家族董事长公司的绩效较差即前文阐述的

家族与非家族董事长企业财务决策的差异更可能

是控股家族基于自利目标选择的结果服务于控股

股东侵占中小股东利益的动机为控股家族ldquo垂帘

听政rdquo扭曲了公司财务决策提供了进一步的证据

支持

六稳健性检验

为保证本文结论的可信性我们从以下几个方

面进行了稳健性检验包括

(1)参照冯旭南(2012)闵亦杰等(2016)我们

将最终控制人可追溯到自然人或家族且其控股比

例不少于 10的企业定义为家族企业并重新进行

以上检验结果支持前文结论当我们以 20作为

定义家族企业的临界点时结论保持不变

(2)参 照 王 化 成 等(2007)韩 亮 亮 和 李 凯

(2008)以及苏忠秦和黄登仕(2012)等我们在剔

除了 STPT类上市公司后对董事长性质与财务决

策的关系进行重新检验实证回归结果与前文基本

一致借鉴涂瑞和肖作平(2010)我们以剔除了资

产负债率大于 1的公司后的样本作为研究对象结

论与前文一致

(3)为消除行业影响我们以经过行业调整的

投资融资股利支付等各项财务决策变量作为解

释变量对研究假设进行了重新检验结果未有实

质性改变另外我们采用 Tobit模型对创新产出

股利支付关联交易与董事长的家族性质之间的关

系进行重新检验结论与主检验相同

(4)借鉴 Amore 等(2011)我们以董事长变更

作为外生事件采用 Difference-in-Difference(DID)方法检验董事长性质与财务决策的关系为检验

两者关系我们以控制家族不变而董事长发生变更

的企业变更前后各两年的样本作为研究对象其

中实验组为由家族董事长变更为非家族董事长的

企业对照组为董事长一直由控制家族担任的企

业在选择变更样本前我们要求样本企业在关键

变量上不存在数据缺失的情况研究发现DID检

验的实证结果与前文结论基本一致但关键变量系

数的显著性下降104877810486491048667

(5)控股家族尽管可能选择不做董事长但可

能派出家族成员担任 CEO这与本文所界定的ldquo垂

帘听政rdquo有所差异为进一步明确ldquo垂帘听政rdquo的含

义我们将控股家族完全放弃上市公司关键职位

(包括董事长和 CEO)的现象重新定义为ldquo垂帘听

政rdquo并重新检验ldquo垂帘听政rdquo对财务决策的影响结

论保持基本不变

限于篇幅我们没有在文中报告稳健性检验的

结果

七结论

基于诸多中国家族上市公司董事长由非家族

成员担任这一现象本文以 1999~2014年所有 A股

上市家族企业作为研究样本实证检验了董事长是

否为实际控制人家族成员对上市公司财务决策的

影响我们研究发现当家族企业的董事长由与实

际控制人无明确家族关系的人员担任时上市公司

的财务决策明显区别于家族成员担任董事长的企

业具体而言与家族董事长企业相比非家族董

事长企业的资本支出和创新产出较少负债比例较

高债务期限结构较长现金持有较多股利支付的

意愿股利支付率均较低同时非家族董事长企

业的绩效也较差被ldquoSTrdquo的可能性更高进一步的

检验表明在由非家族成员担任董事长的家族企业

中公司治理水平较低主要表现为较严重的控股

股东代理问题包括更多的关联交易和资金占用

等与此同时管理层的代理倾向也较高包括管

理层的薪酬mdash业绩敏感性离职mdash业绩敏感性较

低在职消费较多等综合实证结果表明当实际

控制人家族不担任公司董事长时家族与上市公司

声誉的分离增强了控股股东侵占中小股东利益的

动机公司财务决策成为服务控股股东掏空行为的

重要工具即新兴市场中的家族企业财务决策与控

股股东代理问题相关在考虑了潜在的董事长任

命与公司决策之间的内生性问题及一系列稳健性

检验后本文研究结论保持不变

-- 141

本文从非家族董事长的角度考察了控股家族

与上市公司之间的关系为家族与非家族参与公司

财务决策的差异提供了新的解释既补充了家族企

业财务决策领域的文献丰富了有关控股股东代理

问题的研究也为新兴市场中声誉如何发挥作用提

供了证据同时本文的研究结论也有助于投资者

进一步认识家族企业从表现上看引入职业经理

人固然可以降低控股家族对家族企业的控制提高

管理层的经营能力改善公司绩效然而与非家族

CEO非家族董事不同由家族放弃直接管理权引

入非家族董事长带来的可能是居于ldquo幕后rdquo的控股

股东更强的转移公司资源的动机恶化公司经营情

况因此在评价家族对上市公司可能的影响时

我们应具体分析家族涉入的方式及程度而进一步

结合控股家族的其他特征如家族内部结构股权变

动情况等进行分析也是我们后续研究努力的方向

(作者单位中国人民大学商学院责任编辑

尚增健)

注释

①Allen等(2005)针对中国家族企业创始人或高管的调查显示ldquo提升声誉rdquo是企业上市的重要原因之一而ldquo声誉损失rdquo则被视为是公司失败的主要风险

②以本文样本为参考中国上市家族企业中 CEO由非家族成员担任的比例约为 63这一比例也高于国外家族企业职业经理人的占比

③依据 2015年《中国家族企业传承报告》在其抽样调查的 839家家族控股企业中绝大多数企业仍由第一代创始人管控Xu等(2015)的研究也显示在 2003~2011年间仅有 20的上市家族企业的董事长或CEO由二代担任

④家族企业职业经理人与控制家族反目的事件屡见不鲜其中国美电器就是职业经理人与控制家族斗争的典型例子

⑤2015年《中国家族企业传承报告》显示约 74的企业主年龄介于 40~60 岁之间60 岁以上的家族企业主仅 8左右本文样本也表明实际控制人的平均年龄为 50岁左右

⑥对于控股家族退居ldquo幕后rdquo是否以及怎样影响了企业财务行为我们在后文进行了较为详细的分析

⑦在判定最终控制人时我们采用的上市公司职位级别排序的标准为董事长gtCEO或总经理gt董事gt其他

⑧对此变化的可能解释为 2008~2009年大量中小企业在创业板的上市而这些中小企业的管理权大多仍掌握在企业家或实际控制人手中在剔除中小板创业板公司样本后由非家族成员担任董事长的比例稳定在 42左右

⑨当我们采用以购建固定资产无形资产和其他长期资产支付的现金与处置固定资产无形资产和其他长期资产收回的现金之差除以期初的总资产来衡量公司资本支出水平时实证结果保持不变

⑩研发投入数据存在大量缺失且可能存在失真情况如为避免向竞争对手透露公司战略公司可能未真实披露其RampD数额

104877810486491048659当我们采用剔除了外观设计的专利总申请数授权数或采用 t+3期的专利申请授权数作为创新水平的代理变量

实证结果保持不变104877810486491048660在控制其他可能影响上市公司现金持有水平的因素后

我们发现非家族董事长企业比家族董事长企业的现金持有水平高

104877810486491048661由于篇幅限制此处未报告相关系数的检验结果104877810486491048662参考邓建平和曾勇(2005)考虑自由现金流影响的股利

支付模型我们对董事长性质与上市公司股利政策进行了重新检验结果保持不变

104877810486491048663当我们以上市公司所在地同行业中由非家族成员担任董事长的比例或上市公司所在地其他上市公司中非家族董事长比例作为工具变量时研究结论保持不变

104877810486491048664由于卫生部披露的各省份无偿献血情况仅有 2004年度及 2005年第一季度的数据且地区社会资本水平也较稳定我们以 2004年各省无偿献血率作为样本区间内地区社会资本水平的衡量指标

104877810486491048665参考魏明海等(2013)我们将上市公司的关联交易按交易方向区分为上市公司向关联方购买销售产品等的关联交易后对董事长性质与控股股东私利行为分别进行检验结论基本不变

104877810486491048666依照CSMAR数据库中对关联交易的分类及本文研究目标我们剔除了类别为ldquo合作项目rdquoldquo许可协议rdquoldquo研究与开发成果rdquoldquo关键管理人员报酬rdquo及ldquo其他事项rdquo的关联交易

104877810486491048667关键变量不显著的原因可能是样本数量太少尽管在不同的公司财务决策下满足筛选条件的样本数量不同但在实际控制人家族保持不变的情况下董事长由家族成员变更为非家族成员的变更事件至多 36起而董事长一直由实际控制人或其家族成员担任的变更事件则至多有 35起

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本文从非家族董事长的角度考察了控股家族

与上市公司之间的关系为家族与非家族参与公司

财务决策的差异提供了新的解释既补充了家族企

业财务决策领域的文献丰富了有关控股股东代理

问题的研究也为新兴市场中声誉如何发挥作用提

供了证据同时本文的研究结论也有助于投资者

进一步认识家族企业从表现上看引入职业经理

人固然可以降低控股家族对家族企业的控制提高

管理层的经营能力改善公司绩效然而与非家族

CEO非家族董事不同由家族放弃直接管理权引

入非家族董事长带来的可能是居于ldquo幕后rdquo的控股

股东更强的转移公司资源的动机恶化公司经营情

况因此在评价家族对上市公司可能的影响时

我们应具体分析家族涉入的方式及程度而进一步

结合控股家族的其他特征如家族内部结构股权变

动情况等进行分析也是我们后续研究努力的方向

(作者单位中国人民大学商学院责任编辑

尚增健)

注释

①Allen等(2005)针对中国家族企业创始人或高管的调查显示ldquo提升声誉rdquo是企业上市的重要原因之一而ldquo声誉损失rdquo则被视为是公司失败的主要风险

②以本文样本为参考中国上市家族企业中 CEO由非家族成员担任的比例约为 63这一比例也高于国外家族企业职业经理人的占比

③依据 2015年《中国家族企业传承报告》在其抽样调查的 839家家族控股企业中绝大多数企业仍由第一代创始人管控Xu等(2015)的研究也显示在 2003~2011年间仅有 20的上市家族企业的董事长或CEO由二代担任

④家族企业职业经理人与控制家族反目的事件屡见不鲜其中国美电器就是职业经理人与控制家族斗争的典型例子

⑤2015年《中国家族企业传承报告》显示约 74的企业主年龄介于 40~60 岁之间60 岁以上的家族企业主仅 8左右本文样本也表明实际控制人的平均年龄为 50岁左右

⑥对于控股家族退居ldquo幕后rdquo是否以及怎样影响了企业财务行为我们在后文进行了较为详细的分析

⑦在判定最终控制人时我们采用的上市公司职位级别排序的标准为董事长gtCEO或总经理gt董事gt其他

⑧对此变化的可能解释为 2008~2009年大量中小企业在创业板的上市而这些中小企业的管理权大多仍掌握在企业家或实际控制人手中在剔除中小板创业板公司样本后由非家族成员担任董事长的比例稳定在 42左右

⑨当我们采用以购建固定资产无形资产和其他长期资产支付的现金与处置固定资产无形资产和其他长期资产收回的现金之差除以期初的总资产来衡量公司资本支出水平时实证结果保持不变

⑩研发投入数据存在大量缺失且可能存在失真情况如为避免向竞争对手透露公司战略公司可能未真实披露其RampD数额

104877810486491048659当我们采用剔除了外观设计的专利总申请数授权数或采用 t+3期的专利申请授权数作为创新水平的代理变量

实证结果保持不变104877810486491048660在控制其他可能影响上市公司现金持有水平的因素后

我们发现非家族董事长企业比家族董事长企业的现金持有水平高

104877810486491048661由于篇幅限制此处未报告相关系数的检验结果104877810486491048662参考邓建平和曾勇(2005)考虑自由现金流影响的股利

支付模型我们对董事长性质与上市公司股利政策进行了重新检验结果保持不变

104877810486491048663当我们以上市公司所在地同行业中由非家族成员担任董事长的比例或上市公司所在地其他上市公司中非家族董事长比例作为工具变量时研究结论保持不变

104877810486491048664由于卫生部披露的各省份无偿献血情况仅有 2004年度及 2005年第一季度的数据且地区社会资本水平也较稳定我们以 2004年各省无偿献血率作为样本区间内地区社会资本水平的衡量指标

104877810486491048665参考魏明海等(2013)我们将上市公司的关联交易按交易方向区分为上市公司向关联方购买销售产品等的关联交易后对董事长性质与控股股东私利行为分别进行检验结论基本不变

104877810486491048666依照CSMAR数据库中对关联交易的分类及本文研究目标我们剔除了类别为ldquo合作项目rdquoldquo许可协议rdquoldquo研究与开发成果rdquoldquo关键管理人员报酬rdquo及ldquo其他事项rdquo的关联交易

104877810486491048667关键变量不显著的原因可能是样本数量太少尽管在不同的公司财务决策下满足筛选条件的样本数量不同但在实际控制人家族保持不变的情况下董事长由家族成员变更为非家族成员的变更事件至多 36起而董事长一直由实际控制人或其家族成员担任的变更事件则至多有 35起

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