一、 引言

家族涉入如何影响企业行为一直是家族企业研究领域的核心问题。在过去近30年的研究中，战略管理视角一直主导着学者们对这一核心问题的探讨。然而，作为战略管理领域热门话题的多元化战略 (David, 2010)，却一直未能引起家族企业研究者们的足够关注。从理论上讲，家族企业的独特性不仅体现在家族成员对企业股权的占有或主导上，还体现在家族成员对管理岗位的高度占有，以及由此引致的企业目标及行为的差异上。然而，在现有的少量家族企业多元化研究中，学者们关注的重心更多集中于家族所有权这一维度上 (Anderson and Reeb, 2003; Gomez-Mejia et al. 2010)，似乎默认家族所有权和管理权对企业多元化战略的影响是同质的，企业目标的差异也会随着股权结构和股东身份的变异而显现出来。这一假设的局限性显而易见：家族所有权影响的是企业的目标设定和战略决策过程，而家族管理权则影响决策的执行过程。更确切地讲，我们对家族企业多元化的解读应该围绕两个关键问题展开：一是家族所有权对企业多元化战略选择的影响，二是家族管理权对企业多元化战略价值效应的影响。对于第一个问题，学者们已经开展了探索性的研究，但却忽视了不同类型多元化之间的差异；第二个问题则至今未能进入家族企业理论研究的视阈。

在战略管理领域，多元化一直是一个重要的研究话题。围绕着多元化战略，学者们先后关注了其对企业绩效的影响 (Berger and Ofek, 1995; Chakrabarti et al., 2007; Palich et al., 2000)，以及企业选择多元化战略的动因 (Berry, 1971; Montgomery, 1994) 等问题。可是，这些传统的关于多元化动机及多元化价值效应的研究，基本上都是在所有权和管理权相分离 (或假定二者相分离) 的企业情境中展开 (即便他们的样本中实际上包含了许多二者高度融合的家族控制型企业)。对于多元化的动因研究而言，由于家族涉入会对企业的战略导向及过程产生深远影响 (Arregle et al., 2007; Chrisman et al., 2005; Miller and Le Breton-Miller, 2005)，那么忽视家族涉入因素的潜在影响将会在很大程度上制约现有研究框架的完整性及结论的可靠性。现有文献对公司多元化折价效应的分析前提——即代理人的自利行为推动公司多元化，进而对企业价值产生折损作用 (Denis et al., 1997)。由于家族企业中管理权与所有权的融合，这一作用机制将发生改变，产生的结果与现有研究结论可能存在差异，这启迪我们应该去积极探寻其它可能的竞争性解释视角。鉴于家族参与型企业在全球范围内广泛存在 (IFERA, 2003)，以及多元化在战略管理领域中的核心地位，我们认为有必要在考虑家族参与因素的情况下，对上面两个核心理论问题做出重新的检验。

具体而言，本文的研究问题有二：家族对企业所有权的涉入如何影响企业的多元化战略？家族对企业管理权的涉入如何影响企业多元化的价值效应？通过对这两个问题的解答，本文将对现有的家族企业理论研究和公司多元化战略研究做出以下三点贡献：首先，关于家族涉入对企业多元化，尤其是非相关多元化战略带来的影响的分析，是对现有家族企业多元化战略研究的有效细化和推进。其次，将家族涉入细分为两个维度，分别分析和检验家族所有权对企业多元化战略的影响，以及家族管理权对多元化价值效应的影响，有助于更加深入地揭示家族涉入与对企业行为的内在影响机制。最后，本研究有效丰富了战略管理领域关于多元化动因以及多元化价值效应的情境依赖性的研究。本文安排如下：第二部分回顾相关研究文献，并据此围绕我们的两个研究问题提出四个具体的研究假设。第三部分详细介绍本研究所使用数据的来源、收集步骤和分析过程，以此来对四个假设做出检验。第四部分是对数据分析结果的陈述，以及与现有文献的对话式讨论。最后一部分是对研究讨论、研究不足及后续方向的简要陈述。

二、 理论与假设 (一) 家族所有权与企业多元化战略

多元化兴起于20世纪50年代，相关理论和实践发展超过了60年，但时至今日多元化仍被喻为“铺着鲜花的陷阱”。对于多元化战略与企业价值的关系，理论界一直难以达成共识。正因如此，直到今天仍有大量企业对此主题趋之若鹜。近年来以谷歌、脸谱、微软等企业为代表的高科技企业领袖似乎又在掀起新一轮的多元化发展高潮。这究竟是为什么？在过去的半个多世纪中，学者们分别从战略管理、金融和经济三个学科视角，对此现象做出了广泛且深入的解读。从传统的资源基础观出发，研究者们认为多元化能够有效利用企业冗余的资源和能力 (Chatterjee and Wernerfelt, 1991; McCutcheon, 1991; Montgomery and Hariharan, 1991)，为企业创造更多的利润和价值 (Penrose, 1995)。与此同时，企业多元化战略还能够促进企业产生集团力量。多元化带来的多种产品及多个市场能够促使企业在市场中获得交叉影响 (Markham, 1973)，降低交易成本 (Geringer et al., 2000)。从资源组合理论出发，研究指出多元化能够实现最优的投资组合，减小企业收益的波动，保证同等风险水平下的收益最大化，或是同等收益水平下的风险最小化 (Markowitz, 1952)。值得注意的是，企业进行多元化同样也面临着经营和业务的风险。以代理理论为基础，Amihud等人提出，由于企业所有权和管理权的分离，股东和管理者之间存在目标冲突。管理者在企业多元化过程中追求个人利益的实现，进而可能损害企业利益 (Amihud and Lev, 1981)。尽管这些研究为企业采取多元化的动因提供了诸多有益的解释，但是他们都存在一个共同的局限：都是以企业所有权和管理权的分离为分析前提。事实上，家族参与型企业仍然是全球范围内最为广泛存在的一种组织形态 (IFERA，2003)，所有权与管理权的交叠和融合至今仍然大量存在，影响着企业目标及行为表现，如代理效率 (陈文婷和王涛, 2016) 等。如此一来，我们没有理由不去关注家族涉入给企业多元化带来的影响。

根据家族企业领域的新兴主导观点，社会情感财富 (socioemotional wealth，SEW) 是家族企业的首要决策参照点。家族企业会规避可能损害家族或家族成员社会情感财富的行为选择 (Gomez-Mejia et al., 2011; Gómez-Mejía et al., 2007)。其中，社会情感财富是家族在经营管理其所控制的企业的过程中，凭借管理者、决策者及所有者的多重身份，从中获取的非经济利益或效用 (窦军生等, 2014)，具体包含行使权力的能力、财产的传承、家族文化及价值观 (Gómez-Mejía et al., 2007)、累计社会资本 (Zellweger and Astrachan, 2008)、满足自身特殊情感的需求及基于血缘关系的利他主义的实现 (Gomez-Mejia et al., 2011) 等。总体来看，多元化战略与家族保护社会情感财富不受损失的意愿明显背离。2008年，Jones等学者在他们的理论文章中，率先分析了多元化给家族企业带来的两方面的影响 (Jones et al., 2008)。他们认为，多元化一方面会增加企业对于管理技能的需求，这往往会超出家族的能力范围，迫使家族企业改变原有的经营管理模式，重新开辟新的生存路径，增加企业内部的信息不对称性及组织目标冲突，削弱家族对企业决策权的控制。另一方面，支持多元化增加了企业对外部资金的需求，增加新的优先股或是财务负债，产生更多的股东和债权人，增加了企业对外部的依赖性，进而削弱家族对企业的控制 (Gomez-Mejia et al., 2010; Jones et al., 2008)。多元化战略会稀释家族对于企业的控制权，损害了家族的社会情感财富 (Gomez-Mejia et al., 2011; Gomez-Mejia et al., 2010)。为了减轻这一损失，家族企业往往会避免采取多元化战略。

当然，并非所有的家族涉入都可以带来影响企业决策的自由裁量权，这取决于家族涉入的维度和水平。具体而言，在家族控制的企业中，同时存在着家族、所有权和企业系统，三者彼此重叠交叉且存在冲突，形成了目标的多样性 (Kotlar and De Massis, 2013)。家族通过掌握企业所有权，获得影响企业决策和行为的合法性及能力，从而对企业目标产生影响 (Chrisman et al., 2012)。为满足自身需求，在家族控制的企业中，控股家族会尽量使企业战略决策符合家族目标，以增加家族的利益 (Chung and Luo, 2013; Chung, 2013)。具体来看，家族通过掌握企业所有权，对企业目标制定产生影响的方式主要有以下三个。首先，家族成员作为企业股东，可以影响企业董事会的战略决策，从而确保企业目标与家族目标的一致性。根据企业行为理论，组织目标是多个拥有不同目标的联合体 (coalitions) 之间相互“讨价还价”的结果 (Cyert and March, 1963)。家族在企业的持股比例越高，其在董事会中的地位就会越高，于是在同其他联合体的“较量”中就越会处在上风，从而能够促使企业目标服务于家族目标。其次，家族能够通过董事会，对企业管理者进行监督，促使企业目标的恰当执行，从而确保家族目标的实现。此外，家族通过拥有企业股权涉入企业，产生了所谓“制度上的重叠”(即家族制度和企业制度的重叠)(Sciascia and Mazzola, 2008)，从而使家族能够影响企业的人事安排，让企业更多采用支持家族目标的管理人员，确保家族保护社会情感财富的想法能够落到战略实施层面。

结合上述分析，多元化战略引起的大量外部金融和智力资本的进入，会稀释家族对企业的控制，分散家族财富，增加家族传承的难度，进而损害家族的社会情感财富。因此，以社会情感财富为首要决策参照点的家族，往往偏好于更少地进行多元化。由于家族成员的社会情感财富会随着家族跟企业之间重叠程度的增加而增加，令家族在面临战略决策时更加谨慎 (Bianco et al., 2013)。同时，随着家族在企业的持股比例上升，家族对企业战略决策的主导性将会提高 (Zellweger et al., 2013)，家族对企业目标和战略决策的影响能力也逐渐增加，进而确保影响企业进行更少的多元化。因此，我们提出如下假设：

H1a：家族所有权越高，企业的多元化程度越低。

根据业务间关系程度的差异，企业多元化战略又可以分为相关多元化和非相关多元化，两者之间的差异是多元化研究中的重要话题 (Kang, 2013)。相比于相关多元化，非相关多元化强调企业的不同业务在生产、技术、市场或行业等各方面不存在明显的联系。由于业务之间的关联差异，相关多元化更容易实现范围经济和规模经济，而非相关多元化对企业绩效的负面影响更大 (Michael Geringer et al., 1989; Teece, 1982)。此外，非相关多元化的业务分散程度更高，业务之间联系少，因此开展非相关多元化对外部资金需求更大，进一步加重了企业经营压力和风险 (Rumelt, 1982)。由此可以推断，非相关多元化存在更高的经营风险。其次，非相关多元化对管理者的能力提出了更高的要求。在控制权方面，非相关多元化意味着技术之间的差异更大，因而需要有更多的外部技术人员和管理人员。这些都将会增强企业内部的信息不对称性。因而，相对于相关多元化，非相关多元化对家族控制权的稀释效应更为突出。

综上所述，非相关多元化一方面会增加企业的经营风险，另一方面会加剧企业对于外部资源的依赖，企业内部信息不对称及对外部专业人才的需求，对家族在企业控制权的稀释作用尤为突出。于是，家族为了保护其社会情感财富，更不愿意企业进行非相关多元化。结合上面关于家族所有权涉入对企业战略的影响路径，我们可以得出以下假设：

H1b：家族所有权越高，企业的非相关多元化程度越低。

(二) 家族管理权与公司多元化的价值效应

多元化战略对企业价值的影响，是多元化研究中的另一个存续性议题。学者们对该问题进行了大量的研究和剖析 (Gort, 1962; Greckhamer et al., 2007; Markides, 1995; Roquebert et al., 1996; Rumelt, 1982)。概括而言，多元化对企业价值的影响可以划分为收益效应和成本效应，二者共同决定了多元化对企业绩效的影响。

多元化收益效应的实证研究数量繁多，如Spanos等人2004年对希腊制造业1995-1996年的绩效分析，发现多元化对企业绩效存在显著的正向影响 (Spanos et al., 2004)。随后，Short等人2007年的研究也支持了Spanos的结论。对此，学者们分别从协同效应 (Rumelt, 1982; Teece, 1982)、市场能力 (Montgomery, 1994)，以及资源利用 (Penrose, 1995) 等角度进行了解释。首先，多元化业务通过共享活动产生协同效应，降低企业成本，提高效益。其次，多元化战略还能够促进企业更有效地进行资源配置 (Penrose, 1995)，更好地利用冗余资源，实现协同效应，从而为企业创造价值 (Montgomery, 1994)。再次，多元化的企业中不同业务单元间的资金拆借 (Williamson, 1977)，降低了企业的融资成本，为企业带来经济效应。最后，多元化通过增强企业的市场力量，提升企业竞争能力，从而提高企业的盈利水平。

与此相对，多元化的成本效应表现为多元化对外部资金的需求 (Gomez-Mejia et al., 2010)，增加了企业的融资成本。同时，业务经营单元的增加或是销售市场的开拓，一方面使得企业需要大量经验丰富的专业人才 (Górriz and Fumás, 1996)，增加了人力资源成本；另一方面增加了业务复杂程度，促使企业进行更多经营和管理方面的投入，从而增加了企业的管理成本。管理人员数量的增加，会加剧企业内部信息不对称的情况，增加代理成本 (Dalton et al., 2007)。

针对多元化收益效应和成本效应的折中结果，Denis等人在1997年通过实证分析发现多元化带来的成本会在一定程度上超过其产生的效益，最终损害企业价值 (Denis et al., 1997)。Denis等人对此的解释是，一方面企业在多元化实施前期成本过高 (如过高的并购费用)，另一方面则是因为管理者的代理成本过高，因为企业管理者在多元化过程中牟取的私利超过其个人付出的成本 (Denis et al., 1997)。具体而言，管理者个人可能会利用企业多元化分散个人投资风险 (Amihud and Lev, 1981)，增加个人在企业的不可或缺性 (Shleifer and Vishny, 1989)，提升职业安全。为此，即便多元化会损害股东利益，管理者仍会进行多元化。这种情况下，企业的代理成本会远远高于多元化能够带来的效益。多元化程度越高，其成本效应和收益效应的差值就越大。

其中，非相关多元化被认为将会增加企业经营失败的风险，从而使得企业绩效更差 (Bergh, 1997)。对此，我们可以分别从多元化的收益效应和成本效应进行理解。从企业收益效应角度来看，非相关多元化由于业务之间的差异更加明显，业务之间不单纯是合作关系，更可能是竞争关系 (张卫国等, 2007)，其核心技术和关键资源在业务之间难以实现共享，失去了多元化能够带来的规模经济和范围经济产生的协同效应。为此，传统的多元化研究领域认为，非相关多元化并不能够给资源带来附加价值 (Geringer et al., 2000)。与此同时，相对于相关多元化，非相关多元化需要更多的外部资源和专业人才，增加了多元化的成本效应。既然非相关多元化的成本效应往往高于收益效应，为何仍有企业进行非相关多元化？对此，Jensen等人认为，非相关多元化通常是代理人非理性和以自利为目标的选择，可能会损害企业利益 (Jensen and Meckling, 1976)。

上面的分析表明，多元化对企业绩效的影响同时存在收益效应和成本效应。其中，收益效应主要通过业务间的协同作用和综合市场竞争力的提升而产生，成本效应主要是委托代理关系的存在引发的代理成本所产生。在家族成员参与管理的企业中，我们认为多元化的成本效应会显著降低。首先，家族管理能够更好地调动家族资源，促使家族在多元化经营过程中全力以赴，并将家族积累的社会资源投入到企业中，合理配置企业资源 (Chatterjee and Wernerfelt, 1991)。家族成员在企业管理中的涉入能够促进家族资本在企业的投入，从而降低了企业多元化所需的大量资本产生的融资成本。其次，家族管理降低了多元化业务的代理成本。根据代理理论，管理者的非理性可能促使企业盲目进行多元化。具体而言，企业的管理者可以通过多元化“做大”公司，进而获得更高的个人声誉、权力以及薪酬 (Jensen and Murphy, 1990)，或是增加企业对管理者个人的依赖性，提高自身价值 (Morck et al., 1990)。在市场及企业治理机制不完备的情况下，管理者可能会利用信息的不对称性以及自身职位优势，增加企业多元化的成本。而在家族企业中，家族成员拥有共同的价值观和信仰，这将会显著减少可能出现的机会主义行为 (Tsai and Ghoshal, 1998)。此外，从社会情感财富框架来看，家族成员能够通过企业行为满足自身的情感需求，而非家族经理人则不能享受家族的社会情感财富，因而他们会更在乎直接的经济补偿 (Chrisman et al., 2012)。因此，家族在管理权上的涉入，会显著降低多元化过程中由于外部管理人员涉入带来的代理成本。

综上，家族对企业管理权的涉入，会削弱多元化战略的个人自利性动机，促使企业多元化战略更为理性，更加符合企业的发展和生存需要。同时，家族成员直接参与管理，还会显著降低企业的融资成本及业务间的协调成本等。简言之，家族参与企业管理会显著降低多元化可能带来的成本效应。基于上面的分析，我们得出如下两个假设：

H2a：家族对企业管理权的涉入能有效缓减多元化对企业价值的可能折损。

H2b：家族对企业管理权的涉入能有效缓减非相关多元化对企业价值的可能折损。

三、 研究设计 (一) 数据来源

考虑到研究设计的实际可操作性，本文选取了2010年我国沪深两市制造业的民营上市公司作为研究对象。从样本对象来看，将研究样本聚焦于制造业公司主要有以下原因：(1) 民营上市公司中的制造业比例高达70%，在民营经济中占据重要地位；(2) 制造业上市公司的年报提供了涉及行业的详细信息，有利于数据编码；(3) 可以有效控制行业因素对本文研究设计的影响。从数据时限来看，将研究数据的时间范围限定在2010年主要是基于以下三个方面的考虑：一是家族涉入具有较高的稳定性，时间序列延长带来的观测样本在家族涉入维度上的变异可能会比较小，对改善研究质量作用不大；二是2008年金融危机对制造行业的影响非常广泛，若将这一年度纳入观测样本可能会影响研究结果的可靠性；三是本文关注的多元化价值效应需要对企业价值做滞后一年以及滞后三年的处理，以保证研究的信度，所以对于企业多元化行为的考察必须有三年的提前期。

本文通过国泰安 (CSMAR) 数据库中的民营上市公司数据库获得了2010年沪深两市的民营上市公司的企业信息，并通过“实际控制人类型”及“行业代码”信息将样本聚焦到实际控制人为自然人或家族的民营制造业公司，在手工剔除了ST、ST*等财务状况及其他状况出现异常的公司 (连燕玲等, 2014) 后，得到一个包含424家公司样的初始样本。在此基础上，结合各个公司在年度报告 (来自巨潮资讯网) 中披露的“公司与实际控制人之间的产权关系与控制关系图”，删除初始样本中由多名无亲属关系的自然人共同控股的公司，最终样本共包含363家公司。

(二) 因变量的测量

本文在家族所有权对多元化影响的研究 (以下简称研究一) 中因变量分别是企业多元化与非相关多元化。在对多元化的价值效应以及家族管理权对其调节效应的研究 (以下简称研究二) 中的因变量是企业价值。它们的具体测量方案如下。

多元化 (DT)：多元化的衡量涉及到变量的选取及产业的界定，通常是以企业在各行业的收入作为衡量指标，再以此计算出企业在不同行业的投入比例。目前对多元化的测量，主要有以下四种：(1) 行业数目 (N)：标准产业分类法，即SIC (Standard Industrial Classification Code)，这是最早被用来衡量多元化程度的方法。本文主要是在三码水平上 (单字母加两位数字) 来判断企业所涉及的行业个数。(2) 哑变量 (dummy)：Rumelt (1974)对Wrigley所提出的四种分类法作出进一步的细分，使多元化战略的分类更加完善。在此基础上，Lins和Servaes根据企业经营业务的个数及企业最大业务收入是否低于95%，来判断企业是否实施多元化战略。(3) 赫芬德尔指数 (Heffindahl Index)：参照Berry (1975)的做法，用调整后的赫芬德尔指数来衡量多元化程度，即：

$ {\rm{HHI = 1 - }}\sum\limits_{i = 1}^n {P_i^2} $

(1)

根据三码水平上第i业务占主营业务收入的比重，求出Pi值，再代入公式求出多元化程度。多元化程度越高，指数越大。(4) 熵指数 (Entropy Index)：参照Jaequemin和Berry的做法，以SIC两级代码及该两级代码产业内的三级代码为标准，进一步将多元化分成行业间多元化 (非相关多元化) 及行业内多元化 (相关多元化) 两个层面 (Jacquemin and Berry, 1979)。其计算公式如下：

$ {\rm{DT = }}\sum\nolimits_{i = 1} {{P_i}In\left( {\frac{1}{{{P_i}}}} \right)} = {\rm{DR + DU}} $

(2)

$ {\rm{DR = }}\sum\limits_{s = 1}^n {{P_s}\left( {D{R_j}} \right)} $

(3)

$ {\rm{DU = }}\sum\limits_{s = 1}^n {{P_s}In\left( {\frac{1}{{{P_s}}}} \right)} $

(4)

$ 其中{P_s} = \sum\nolimits_{i \in s} {{P_i}} $

(5)

$ D{R_j} = \sum\nolimits_{i \in s} {\frac{{{P_i}}}{{{P_s}}}In\left( {\frac{{{P_i}}}{{{P_s}}}} \right)} $

(6)

DT：多元化的总体程度

DR：相关多元化程度

DU：非相关多元化程度

P_s：两级代码水平上业务收入占企业销售收入之比

P_i：三级代码水平上业务收入占企业销售收入之比

在本研究中，我们将采用熵指数的衡量方法来测量企业多元化战略，另外将赫芬达尔指数和产业数量作为稳健性检验。

企业价值：在多元化经营对企业绩效影响的现有研究中，国内外学者采用的衡量指标不尽相同，通常有净资产收益率、股票收益率、销售利润、托宾Q等。考虑到股市的投机性及公司对利润收入的可操作性，本文将参照金天等 (2006)的测量方法，采用托宾Q来衡量企业绩效。同时，考虑到多元化经营对企业绩效影响的滞后性，本文将托宾Q指标做了延迟一年的滞后处理，即把2011年的托宾Q值作为2010年多元化的绩效结果的衡量，并以企业连续滞后三年的托宾Q值的平均值作为替代测量进行了稳健性检验。

(三) 自变量和调节变量的测量

研究一的自变量是家族所有权，研究二的自变量是多元化与非相关多元化。后者的具体测量在上文中已有提及，在此不再赘述。家族所有权的具体测量如下。

家族所有权 (FO)：本文参照贺小刚、连燕玲 (2009)提出的复合型控股模式，根据上市公司在年度报告中披露的“公司与实际控制人之间的产权关系与控制关系图”，计算各个家族成员在上市公司的直接与间接持股比例之和。在此基础上，识别出的其他家族成员对上市公司的直接持股比例进行合并计算，最终确定家族在该民营上市公司的持股比例总数，即家族所有权。

研究二中的调节变量是家族管理权，其测量如下。

家族管理权 (FM)：大多数学者采用的是家族高管在高管团队中所占的比例 (Chrisman et al., 2012; Sciascia and Mazzola, 2008)。结合我国民营企业在实际中的治理情况，我们会发现董事长或CEO作为企业经营管理的独裁者这一现象普遍存在，2014年中国非公有制经济“两个健康”的调查报告也充分证实了这一情况。在此次全国范围内调查的1085家企业中，大概60%的企业的重大决策都是由企业主决定，而70%的民营企业主都兼任董事长，并且他们兼任企业总裁或总经理的比例更是高达90%。如此一来，除了最高领导人之外，其它家族成员的参与对企业重大决策带来的边际影响是非常小的，如果加入之后反而可能会对数据造成污染，扭曲研究结论。因此，本文关于家族管理权的测量就依据Kowalewski et al.(2010)的做法，将CEO或董事长是否是家族成员作为衡量家族管理权的指标。

(四) 控制变量的选择

本文研究一涉及到的控制变量主要包括企业规模、企业年龄、市场发展水平、独董比例、CEO两职合一、资产收益率 (前一年) 和财务杠杆 (前一年)。在研究二中，所使用的控制变量主要包括家族所有权、企业年龄、企业规模、市场发展水平、高管团队规模、盈利能力、国际业务、研发投入、独董比例、财务杠杆 (本年)，具体测量见表 1。

四、 假设检验结果

我们首先对样本数据进行了描述性统计。从企业年龄角度看，样本企业普遍比较年轻，平均成立时间为12.15年，标准差为4.28。在我们考察的363家样本企业中，有75.5%来自市场发展程度较高的地区。这与我们的国情也是相符的：一是发达地区企业数量更多，二是发达地区的企业起步早，治理相对更加规范，因而上市比例也更高。样本企业的高管团队平均人数为6.09，标准差为2.04，团队规模不大，团队中个人对决策的影响可能会比较大。家族所有权的均值为0.38，标准差为0.19，说明不同民营上市公司间，家族在企业所有权涉入存在较大差异。家族管理权均值0.89，这意味着家族直接参与管理的企业占了样本的89%，说明家族成员担任企业董事长或CEO的现象普遍存在于民营制造业上市公司之中。在企业多元化程度方面，总体多元化均值为0.19(标准差为0.27)，说明民营制造业上市公司总体多元化程度不高，且不同企业的多元化程度存在显著差异。其中，非相关多元化均值为0.18(标准差为0.26)，说明民营企业开展的多元化中更多的是拓展与企业主营业务不相关的业务。根据描述性统计，本文所选变量的系统变异良好，不存在显著的选择性偏差。具体数值参照表 2。

相关分析显示，家族所有权和企业总体多元化、非相关多元化显著负相关，支持了本研究的假设1a和假设1b。多元化、非相关多元化均与托宾Q值显著负相关。家族管理权与企业绩效的关系并不显著，其调节效应需要进一步的检验。控制变量与家族管理权、企业多元化以及企业绩效存在显著相关。

为了检验本研究的前两个假设，本文以总体多元化和非相关多元化作为被解释变量，对家族所有权和控制变量进行回归分析。由于多元化的取值区间为0-1，因此本文采用Tobit模型进行回归分析。模型1-1和模型1-2的因变量是企业总体多元化。在模型1-1中，放入控制变量，发现企业规模 (p < 0.05, Beta=0.033) 以及上一年度的财务杠杆 (p < 0.01, Beta=0.353) 对企业多元化具有显著的正向影响。第二步，在模型1-2中加入自变量家族所有权。结果表明，家族所有权对企业总体多元化产生显著负向影响 (p < 0.005, Beta=-0.270)，模型的χ_1-1²=23.66，χ_1-2²=33.39，在统计上显著。因此假设1a得到支持。

模型2-1和模型2-2中因变量是非相关多元化。模型2-1放入所有控制变量，企业规模 (p < 0.01, β=0.055) 同样对非相关多元化产生显著正向影响，另外上一年度的资产净利率 (p < 0.01, β=-0.881) 对企业非相关多元化有显著负向影响。模型2-2加入自变量FO。结果显示，家族所有权对非相关多元化有显著的负向影响 (p < 0.01, β=-0.516)，且模型2-1和2-2均显著 (χ_2-1²=27.43，χ_2-2²=42.91)，H1b得到支持。这一结果说明，家族对企业所有权的涉入，对企业总体多元化及非相关多元化的影响是一致的，且均为负向。具体数据结果参照表 3。

为了检验本研究的假设2a，2b，我们采用了层次回归分析。表 4中家族管理权对企业多元化价值效应回归中的三个模型，F值均在0.01的水平上显著，而且模型的R²均大于10%，说明研究变量在模型中的解释度良好。模型3-1，为所有控制变量，结果表明企业规模 (p < 0.05, β=-0.124) 对企业绩效负向影响，市场发展指数 (MDL-L)(p < 0.01, β=0.591) 对企业绩效产生正向影响，财务杠杆 (p < 0.01, β=-0.915) 对企业下一年度的绩效存在负向影响，且三者对企业绩效的影响都显著。模型3-2中加入了自变量总体多元化程度DT，数据结果表明企业总体多元化对企业绩效存在负向影响 (p>0.1, β=-0.291)，但这一影响在统计上并不显著。模型3-3加入调节变量家族管理权，以及交互项DT×FM (在放入交互项之前，我们对相应变量均采取了中心化处理)。结果显示，交互项的系数为0.081(p < 0.01)，系数大于0，且统计上显著。这一结果表明FM确实对多元化和企业价值的关系产生调节作用，交互项的系数 (β=0.081) 符号与自变量系数 (β=-0.332) 符号相反，说明家族管理权在多元化对企业绩效的影响中有着显著的调节作用，削弱了多元化对企业绩效的负向影响，H2a得到了验证。具体数据结果参见表 4。

表 5是家族管理权对非相关多元化价值效应的回归分析，三个模型的R²均大于10%，且三个模型的F值都显著，说明三个模型的解释力度良好。模型4-1是回归模型中的控制变量，其中企业规模 (p < 0.01, β=-0.124)、市场发展指数 (MDL-L)(p < 0.01，β=0.591) 以及财务杠杆 (p < 0.01，β=-0.915) 对企业作用显著。模型4-2中放入了自变量DU，系数为-0.287，但是p值大于0.1，在统计上不显著。说明非相关多元化对企业绩效的影响可能是负向的，但是并不显著。模型4-3中，加入了调节变量FM和交互项DU×FM (在放入交互项之前，我们对相应变量均采取了中心化处理)。结果显示，交互项系数为0.079(p < 0.05)，系数显著，说明调节效应存在。交互项系数 (β=0.079) 与自变量系数 (β=-0.262) 正负相反，这一结果表明，家族管理权在企业非相关多元化价值效应中存在削弱的调节效应，因此H2b得到了支持。

为了检验上述结果的稳健性，我们还分别采取了多种不同的策略对主要研究假设进行了检验。具体而言，在研究一中，我们还分别用赫芬达尔指数及产业数量代替熵指数进行家族所有权对企业多元化影响的稳健性检验，假设H1a和H1b都通过了稳健性检验。研究二中，我们以赫芬达尔指数代替熵指数测量企业多元化程度，以企业连续之后三年的托宾Q值的均值来衡量企业价值，结果同样非常稳定，假设H2a和H2b都通过了稳健性检验。限于篇幅，我们在此只简单地用文字描述的形式陈述稳健性检验的结果，具体可参考附录。

五、 结论与启示 (一) 研究结论

本文探索了家族所有权对企业多元化的影响以及家族管理权对企业多元化价值效应的影响，主要得出以下三点。

首先，研究结果表明家族涉入企业所有权，促使企业更少进行多元化经营。现有研究指出，家族具有不同于其他利益相关者的决策参照点 (Gómez-Mejía et al., 2007)，其中社会情感财富是家族的首要决策参照点。为了避免多元化带来的家族社会情感财富损失，家族企业会倾向于更少地进行多元化 (Gomez-Mejia et al., 2010)。本文对家族所有权采用了连续性测量，结果显示其同企业多元化水平之间的线性关系显著，这在一定程度上支持了近年来学者们对家族企业之间差异的强调和关注 (Chrisman et al., 2012)。通过探索家族涉入对企业多元化战略的影响，有助于丰富家族企业行为研究的视阈。同时关注家族企业情境中的多元化战略，有助于丰富和发展多元化动因的理论研究。本文结合家族企业研究领域的自有框架——社会情感财富，探索分析了家族在企业所有权的涉入对企业多元化的影响，从家族保护社会情感财富的角度为多元化的动因研究拓展了一个新的视角。

其次，家族在企业所有权的涉入程度对企业的非相关多元化同样有显著的负向影响。非相关多元化，根据其业务的关联 (Rumelt, 1982)，成本及效益分析 (Geringer et al., 2000)，被认为更可能是管理者个人的投机行为产生的战略选择，同时提升了企业的经营风险和控制权稀释的风险，因而控股家族更不愿意进行非相关多元化，家族可以通过其掌握的企业所有权确保企业进行更低水平的非相关多元化。有助于我们进一步理解家族涉入对企业多元化影响的机制和路径，有效拓展家族企业理论研究中的行为广度。

最后，家族参与企业管理，会显著降低多元化经营对企业价值的折损。企业多元化经营的开展将削减企业价值，但这种削减作用并不显著。可能是因为市场和行业规范不够完善的制度现实 (Lins and Servaes, 2002)，促使国内的上市公司能够通过多元化战略实现业务之间的资源和成本流通，缓和了代理成本带来的负面效应。而家族管理权的涉入，特别是家族成员作为董事长或总经理，家族成员的利他主义 (Gómez-Mejía et al., 2007)，能够有效降低管理者自利行为带来的盲目多元化，提高多元化战略实施过程中的资源配置效率，从而削弱多元化对企业价值的折价效应。本文细分了家族所有权和管理权参与对企业多元化战略的影响差异，将有助于我们深入理解家族企业之间异质性的来源。

(二) 研究局限与启示

本研究的数据，仅采用了2010年一年的横截面数据，尽管部分变量考虑了时间滞后性，但在理论检验中还是存在一定的缺陷。此外，本研究的实证检验采用的是二手数据，在社会情感财富等理论视角的解释中，如果能够辅以丰富的一手数据，将能够更好地进行理论剖析和探索。因此，未来的研究，可以进一步探索家族社会情感财富的具体内涵和测量手段，进一步完善家族企业研究体系。对家族成员信息，尽管笔者已经尽可能识别，仍可能存在遗漏。

未来的研究可以继续深入股权结构对企业多元化战略的影响。本研究识别出家族所有权对企业多元化存在负向影响，结合上市公司不同所有者类型的实际情况，未来研究可以进一步探析不同类型的所有者或股东身份对企业多元化战略及其价值效应的潜在影响。

附录：稳健性检验

为了确保研究结论的可靠性与稳健性，本文在借鉴已有研究的基础上，通过替代关键的研究变量进行了稳健性检验。关于家族涉入对企业多元化影响的回归分析，将以赫芬德尔指数来衡量企业的多元化行为。具体的回归分析如表 6。用赫芬德尔指数衡量企业多元化的总体发展，其结果显示家族在企业所有权对企业的多元化均有显著负向影响 (p < 0.01, β=-0.188)，H1a通过了稳健性检验。

以企业涉及行业个数衡量企业的非相关多元化的程度，家族在企业所有权和管理权的涉入对企业非相关多元化的有显著的负向影响 (p < 0.01, β=-0.602)。因此，H1b通过了稳健性检验。

研究二的稳健性检验中，以赫芬德尔指数替代熵指数测量企业的多元化程度，以企业连续滞后三年的托宾Q的平均值 (平均TQ) 来衡量企业价值，具结果如表 8所示，家族管理权对总体多元化和企业价值的负向关系有着显著的削弱作用 (p < 0.01, β=0.119)，H2a通过了稳健性检验。非相关多元化对企业绩效影响的回归分析，以企业的行业数目测量非相关多元化，以企业连续滞后三年的托宾Q值的平均值来衡量企业价值，结果表明，家族管理权削弱了非相关多元化对企业价值的负向关系 (p < 0.01, β=0.129)，H2b通过了稳健性检验。