一、引言

自改革开放以来，民营企业获得了迅速发展，已成为中国经济发展的重要组成部分，而这其中，大多数是由家族控制的企业。关于家族企业的相关研究中，长期以来大量学者都基本假定所有家族成员有着相同的目标和追求，因而将家族成员视为一个整体进行研究(贺小刚等，2010a、2011；刘白鹭、吕长江，2016)。然而现实生活中，媒体的八卦以及财经新闻都少不了关于家族企业内斗的报道，例如遭受夫妻离异、母女反目的广东东莞真功夫，兄弟反目成仇的山东神光证券以及重庆宗申集团等，家族企业中家族成员内部争斗成为了中国家族企业不可承受之殇，正在日渐损毁这些企业的基石，以往关于家族成员的同质性假定受到了挑战。实际上，由于家族成员有着不同的利益诉求，不同家族成员的目标和偏好难免存在差异，家族成员间发生利益冲突和矛盾不可避免(Thaler and Shefrin, 1981；Sharma et al., 1997；贺小刚等，2010a；连燕玲等，2011；Cheng et al., 2015; Sorenson，1999)，导致家族成员之间的敌对竞争，最终对家族企业的发展带来不利影响甚至导致企业的灭亡。特别是伴随着家族企业的发展逐渐呈现出“家族化”趋势，具有不同亲缘、姻缘等关系的家族成员纷纷加入企业，成员之间潜在的利益冲突和代理问题必然更加趋于微妙和复杂化，从而对家族企业的经营管理产生非常深远的重要影响。

鉴于此，本文通过选取2004-2015年中国沪深两市A股家族上市公司的6, 278个年度观察数据作为研究样本，实证检验了股权家族化对家族企业业绩以及聘请家族成员担任公司高管的经验影响关系。本文用公司股权中家族成员的个数衡量企业股权家族化的水平，不同于以往用家族成员内部权力集中度衡量家族股权内部分配情况，本文以参与到公司股权中的家族成员人数作为对“家族化”的度量，能更加直观地体现出人数增加所带来的“三个和尚没水喝”的局面，体现家族化所带来的内部代理成本的上升。通过分析后本文发现：(1) 同等条件下，股权分配的家族化程度越高，家族企业的业绩越差，意味着股权家族化会加剧家族成员间的矛盾和利益冲突，从而给公司业绩带来不利影响；(2) 当聘请家族成员担任CEO或董事长时，股权家族化程度对企业业绩的负向影响关系更强；(3) 同等条件下，股权家族化程度会提高家族企业聘请家族成员担任CEO或董事长的概率，说明家族化程度的提高扩充了家族企业中的家族人力资源，家族企业主能够在更为广泛的家族成员范围内选择高管继任人选，对家族企业主选择家族成员担任CEO或董事长带来有利影响。此外本文进一步分析发现，非核心家族成员参股会降低股权家族化程度与聘请家族高管之间的正向影响关系。

与以往研究相比，本文的贡献主要体现在以下几点：第一，虽然家族企业治理一直以来都是公司治理和公司财务等领域的热点研究问题，但目前关于家族企业的相关文献大多将家族成员视为整体进行研究，讨论的更多是家族企业与非家族企业之间在公司价值以及公司运营等方面的差异，对家族企业中股权的家族化发展的影响知之甚少。本文从家族成员间的内部差异入手，以公司股权的家族化发展为研究视角，打开了家族内部持股结构的黑箱，揭示股权家族化对家族企业业绩的不利影响，为我国家族企业有效应对家族化的相关影响提供理论解释和经验证据。第二，区别于单纯从股权配置视角考察家族成员参与对公司业绩的影响，本文还进一步考察了家族成员管理涉入对股权家族化与公司业绩间关系调节效应的经验证据，从而更为系统地研究“家族化”对公司业绩的影响。第三，尽管研究表明家族成员内部之间存在着矛盾和冲突，但相互之间的矛盾并非是对等的，本文的进一步研究结论表明非核心家族成员参股会降低家族企业聘请家族成员担任CEO或董事长的可能性。

二、文献回顾与假设提出 (一) 文献回顾

长期以来关于家族企业的研究，学术界一直假定家族成员之间有着相同的价值观、目标一致且没有冲突，进而将多个家族成员视为一个整体进行研究(Claessens et al., 2000；陈凌、鲁莉劼，2009；贺小刚等，2010a；陈凌、陈华丽，2014)，因而国内外关于家族企业的研究普遍集中在家族整体层面，并产生了丰富的研究成果(Anderson and Reeb, 2003；Lee，2006；石水平、石本仁，2009；刘白鹭、吕长江，2016；Ansari et al., 2014；韩朝华等，2005；魏春燕、陈磊，2015；陈德球等，2013；魏志华等，2012；Gomez-Mejia et al., 2014；连燕玲等，2016；Dou et al., 2014)。

然而简单地将多个家族成员视为一个整体无法解释家族企业发展过程中频频出现的“夫妻反目”、“兄弟分家”、“父子成仇”等现象。实际上，由于家族成员有着对自身利益和目标的追求，家族成员之间存在着目标和利益的异质性，因而无法将一个家族视为有着完全相同目标和利益的家族成员所组成的同质体(Sharma et al., 1997；贺小刚等，2010b)。针对以上问题，部分学者开始关注在家族企业中的家族成员内部目标和偏好差异等特征对公司治理等可能带来的影响(Schulze et al., 2003；Kellermanns and Eddleston, 2007；Eddleston et al., 2008；贺小刚等，2011)。例如，Kellermanns and Eddleston(2007)通过考察家族所有权代际间的分配对工作冲突和公司业绩间关系的影响后发现，家族所有权代际间的分散程度会显著调节工作冲突与家族企业绩效间的关系，从而证实了家族内部的股权安排会间接影响到家族内部冲突。Le Breton-Miller et al.(2011)研究表明企业中存在多个家族成员时会影响到家族内部代理问题。Schulze et al.(2003)研究发现家族成员之间潜在的利益冲突会影响企业的债务结构。在中国，贺小刚、连燕玲(2009)与贺小刚、连燕玲(2010)以及贺小刚等(2010b、2010c)发现不同家族成员之间存在程度不同的冲突与矛盾，而且在解决家族冲突和代理问题方面存在显著差异，因而会导致不同的公司治理效率。贺小刚等(2011)以及刘白鹭、吕长江(2016)则通过对家族内部所有权结构安排的分析发现，家族成员间的所有权集中度与家族企业业绩之间存在着显著的非线性关系。

综上所述，国内外的实证研究文献都发现，加入到企业经营管理活动中的不同家族成员具有自利性，追求自身效用最大化，从而会产生一定的家族内部代理问题，影响到企业治理效率。随着家族企业的不断发展壮大，家族企业不再仅是由家族企业主以及其核心或近亲家族成员控制，越来越多基于血亲、姻亲等关系的远亲家族成员也不断参与到企业中，家族企业发展呈现出“家族化”趋势，导致家族成员间的关系和矛盾也会更趋于微妙和复杂，并且这种矛盾和冲突对公司治理的消极影响是不容忽视的(贺小刚等，2010a)，然而目前鲜有文献研究关注家族企业的家族化对组织效率的影响以及产生的经济后果。而且，对于家族企业主而言，保持家族控制是实现家族传承的重中之重，但鲜见关于家族化与家族管理涉入之间的相关研究。因此，本文对此展开研究，以拓展和深化有关家族企业家族化发展方面的研究文献。

(二) 研究假设

伴随家族企业的成长，家族企业所有权集中于创始人的模式不再是唯一的可选机制，而是转变为由不同家族成员共同分享企业所有权的模式，呈现出股权的家族化发展(Gersick et al., 1997；贺小刚等，2010b、2011)。由于参与到企业中的家族成员也是代理人，有着各自的利益需求和目标，追求自身效用最大化，相互之间存在利益冲突和矛盾(贺小刚等，2010b、2010a；Schulze et al., 2003；Thaler et al., 1981；邓浩等，2016)，特别是随着家族企业中股权的家族化发展，参与到企业中的家族成员来源更加多元化，家族成员之间各种潜在的利益冲突和代理问题也更加趋于复杂化，带来严重的内部人代理问题。

首先，随着家族企业股权的家族化发展，越来越多的家族成员参与到企业中，许多不同的观点也会随之形成，产生严重决策冲突的可能性大大增加，家族成员之间的协调成本和监督成本也会增加，导致决策效率和效果降低，从而对公司业绩产生不利影响(Miller et al., 2007)。其次，在较高程度的家族化情况下，家族成员间潜在的利益冲突也会增加，家族成员在受到自身利益和目标驱动下侵占和掠夺其他家族成员利益的可能性大大提高。家族成员为了满足自身或者其核心家族成员的需要而进行金钱和非金钱等非生产性活动的意愿和可能性都会增加，而进行生产性投资的活动反而被忽略(Schulze et al., 2003；贺小刚等，2010b)。再者，家族企业较高的家族化程度可能会导致更为严重的冲突和非生产性的权力争夺行为(贺小刚等，2011)。在权力争夺过程中，家族成员可能会将更多精力集中在游说和截留信息而非解决经营管理问题以及做出更有效率的决策方面(贺小刚等，2010a、2011)，进而影响到公司业绩。因而，家族企业股权的家族化发展不仅不能为企业发展带来新鲜的血液，相反可能会加剧家族成员对企业有限资源的耗费(Olson et al., 1979、2003；连燕玲等，2011；李新春等，2015；陈士慧等，2016)，进而给公司业绩带来负面影响。

由此可见，由于家族成员之间有着不同的利益诉求，因而存在着矛盾和利益冲突。随着家族企业的家族化程度的提高，家族成员间的矛盾和冲突会越发明显和严重，从而阻碍了家族企业的发展，对公司业绩带来不利影响。因此，本文提出如下假设：

假设H1：同等条件下，家族企业股权家族化程度与公司业绩间呈现负相关关系。

家族成员参与企业管理作为家族企业的重要特征之一，会显著影响到公司的治理效率，进而影响家族企业业绩。对于家族高管来说，由于与不同家族成员之间存在着远近不同的亲缘或血缘关系，对与其有着较亲密关系的核心家族成员存在着较为强烈的利他行为倾向和较高程度的包容(贺小刚等，2010a；连燕玲等，2011；王明琳等，2014)，因而在解决家族利益冲突时可能存在着一定偏颇，无法作出令其他家族成员信服的决策。此时，对于其他家族成员而言，更容易感受到不公平的待遇，进而会通过一些负面行为表达自身的不满，从而激化家族矛盾(Cucculelli and Micucci, 2008；Bosse and Phillips, 2016；邓浩等，2016)。此外，家族高管与其核心家族成员之间由于相同的生活经历和认知，能够更容易地联合在一起并采取一致的行动(贺小刚等，2010a)，形成相互之间的串通勾结，进一步加剧家族成员内部对权力的争夺以及资源的攫取(Schulze et al., 2003；王明琳等，2014)。因此，相比外聘高管，家族成员担任公司高管不仅不能很好地减少和避免家族成员之间的矛盾与冲突，而且很有可能会进一步激化家族矛盾，加剧家族内部代理成本，对公司业绩带来更为不利的影响，据此提出假设H2：

假设H2：同等条件下，家族成员担任公司高管会加剧家族企业股权家族化程度对公司业绩的负面影响。

当前，中国大多数家族企业已经进入到转型升级和新旧领导人更替的时期(朱建安等，2016)，而领导人的更替首先是从让渡企业经营权开始的(韩朝华等，2005；Ansari et al., 2014)。相比于西方国家普遍信任的社会结构，中国社会是内外有别的信任结构，呈现出一种差序格局——对家族成员表现出极高的信任，而对非家族成员则表现出很低的信任或者不信任(费孝通，1947；贺小刚等，2010c；王明琳等，2014；李新春，2002；何轩等，2008；何轩等，2014)。相对于非家族成员，由于与家族成员间存在着基于血缘、亲缘关系等的信任，家族企业更愿意聘请家族成员担任公司高管(陈凌、应丽芬，2003；Ansari et al., 2014)。此外，对于家族企业主而言，存在着维系家族对企业长久管理与控制的意愿(Gomez-Mejia et al., 2007；严若森、叶云龙，2014)，而聘请家族成员担任公司高管是家族强化对企业控制的一种重要手段，能够满足家族跨代控制企业的意图(Bertrand and Schoar, 2006；Zellweger et al., 2012；徐永斌、惠男男，2013；Ansari et al., 2014)。当企业中仅有极少数家族成员参与时，会造成一定程度上家族人力资源供给不足的情况，进而对家族企业聘请家族成员担任公司高管产生不利影响。随着家族企业的家族化发展，越来越多家族成员参与到企业中，逐渐扩充企业的人力资源蓄水池。中国家文化中存在的差序格局意味着，家族企业主可以从近亲、远亲等这一更大的家族团体中选择高管人选(韩朝华等，2005；王明琳等，2014)，这种多名潜在继承者存在的情况能够在一定程度上缓解家族人力资源的约束(Cao et al., 2015；刘白鹭、吕长江，2016)，提高家族企业主聘请家族成员担任公司高管的意愿。因此，本文分析认为，随着股权家族化程度的提高，家族企业更有可能聘请家族成员担任公司高管，据此提出假设H3：

假设H3：同等条件下，股权家族化程度越高的家族企业越可能选择由家族成员担任公司高管。

三、实证研究设计 (一) 样本选择与数据来源

本文选取2004-2015年中国沪深两市A股家族上市公司作为研究样本。根据以往的研究(贺小刚等，2010b；Sacristá-Navarro et al., 2011；Luo et al., 2013；刘白璐、吕长江，2016)，本文将符合以下条件的上市公司视为家族企业：(1) 最终控制人可以追溯为个人或家族，并且直接或间接是上市公司的第一大股东；(2) 最终控制人直接或间接合计持有上市公司至少10%以上的控制权。关于控制权的计算方法，本文参考La Porta et al.(1999)、Claessens et al. (2000)以及La Porta et al.(2002)的方法，最终控制人的控制权比例为最终控制人与上市公司股权关系链或者若干股权关系链中关系最弱的一层或者最弱的一层的总和。本文的家族企业家族化数据以及关于上市公司股权关系链信息系作者根据上市公司披露在巨潮资讯网站(http://www.cnifo.com.cn)的年报手工收集而来，上市公司的相关财务会计数据和公司治理数据均来自国泰安数据库(CSMAR)。

本文初始年度观察样本共计8, 168个，为了避免异常数据的不利影响以及增强样本间的可比性，参照已有研究的相关做法对初始样本进行如下筛选：(1) 剔除金融保险证券行业的公司样本18个；(2) 剔除ST、*ST、PT等处于非正常交易状态的上市公司样本575个；(3) 剔除资不抵债的上市公司样本25个；(4) 剔除交叉上市的公司样本133个；(5) 剔除数据缺失的公司样本1, 120个。最终本研究得到的有效年度观察样本共计6, 278个。

(二) 变量定义与度量 1. 因变量

关于上市公司业绩变量，借鉴邵帅、吕长江(2015)、Cai et al. (2012)的研究，本文采用总资产收益率(ROA)和净资产收益率(ROE)两种指标度量上市公司的业绩，其中总资产收益率等于净利润除以平均总资产，净资产收益率等于净利润除以平均净资产。在稳健性检验中本文还将使用市场业绩Tobin's Q作为公司业绩的衡量指标。

关于家族上市公司中家族高管变量，本文着重于考察对董事长和CEO两类关键高管的相关影响，根据是否聘请家族成员担任公司的董事长或CEO，构建哑变量Family，当由家族成员担任公司董事长或CEO时取值1，否则取值为0。

2. 自变量

本文的自变量为家族控股上市公司的家族化。家族化是指具有不同血缘、姻缘等关系的家族成员加入家族企业，这既包括家族企业经营管理上的家族化，也包括家族股权的家族化。在本文中，我们主要侧重于家族股权的家族化，因为基于公司股权的矛盾或利益之争是最主要的家族成员争斗表现。具体地，本文以家族股权在家族成员中的配置情况来刻画股权的家族化程度，为此设计了一个Number变量，该变量等于家族控股上市公司年报披露的控股结构图以及前十大股东中涉及的持股家族成员的个数，持有家族股权的成员越多，越可能存在来自不同血缘、姻缘等关系的家族成员参股企业，因而控股家族的股权家族化程度也就越高。在稳健性检验中，本文还将使用家族股权在内部多个家族成员之间的集中度HHI作为股权家族化的衡量指标。

3. 控制变量

借鉴邵帅、吕长江(2015)、Cai et al.(2012)和Ansari et al.(2014)等文献的研究，本文控制了家族所有权(Ownership)、家族控制权与现金流权两权分离度(Diverge)、公司规模(Size)、负债水平(Lev)、公司上市年限(Age)、成长性(Growth)、董事会规模(Board)、董事会独立性(Independence)、市场化程度(MKT)等多个公司特征变量和公司治理变量可能对公司业绩以及公司是否聘请家族成员担任公司高管产生的系统影响。此外，为了控制行业和年度固定效应的相关影响，本研究还在回归模型中引入行业和年度哑变量。本文所涉及的变量和度量方法如表 1所示。

4. 计量模型设定

为了检验本文提出的研究假设，本文分别构建了计量回归模型(1)、模型(2) 和模型(3) 以检验股权家族化对公司业绩的经验影响关系、家族高管的相关调节作用以及家族化对家族成员担任公司高管的经验影响关系。

$\begin{array}{*{35}{l}} Performanc{{e}_{t}}={{\alpha }_{0}}+{{\alpha }_{1}}Numbe{{r}_{t-1}}+{{\alpha }_{2}}Ownershi{{p}_{t-1}}+{{\alpha }_{3}}Diverg{{e}_{t-1}}+{{\alpha }_{4}}Siz{{e}_{t-1}} \\ \begin{align} & \quad \quad \quad \quad \quad \quad +{{\alpha }_{5}}Le{{v}_{t-1}}+{{\alpha }_{6}}Ag{{e}_{t-1}}+{{\alpha }_{7}}Growt{{h}_{t-1}}+ \\ & \quad \quad \quad \quad \quad \quad {{\alpha }_{8}}Boar{{d}_{t-1}}+{{\alpha }_{9}}Independenc{{e}_{t-1}} \\ \end{align} \\ \quad \quad \quad \quad \quad \quad +{{\alpha }_{10}}MK{{T}_{t-1}}+\sum{I}ndustry+\sum{Y}ear+{{\varepsilon }_{t}} \\ \end{array}$

(1)

$\begin{array}{l} Performanc{e_t} = {\alpha _0} + {\alpha _1}Numbe{r_{t - 1}} + {\alpha _{11}}Numbe{r_{t - 1}} \times Famil{y_{t - 1}} + {\alpha _{12}}Famil{y_{t - 1}}\\ \quad \quad \quad \quad \quad \quad + {\alpha _2}Ownershi{p_{t - 1}} + {\alpha _3}Diverg{e_{t - 1}} + {\alpha _4}Siz{e_{t - 1}} + {\alpha _5}Le{v_{t - 1}} + {\alpha _6}Ag{e_{t - 1}}\\ \quad \quad \quad \quad \quad \quad + {\alpha _7}Growt{h_{t - 1}} + {\alpha _8}Boar{d_{t - 1}} + {\alpha _9}Independenc{e_{t - 1}}\\ \quad \quad \quad \quad \quad \quad + {\alpha _{10}}MK{T_{t - 1}} + \sum Industry + \sum Year + {\varepsilon _t} \end{array}$

(2)

$\begin{array}{l} Famil{y_t} = {\beta _0} + {\beta _1}Numbe{r_{t - 1}} + {\beta _2}Ownershi{p_{t - 1}} + {\beta _3}Diverg{e_{t - 1}} + {\beta _4}Siz{e_{t - 1}}\\ \quad \quad \quad + {\beta _5}Le{v_{t - 1}} + {\beta _6}Ag{e_{t - 1}} + {\beta _7}Growt{h_{t - 1}} + {\beta _8}Boar{d_{t - 1}} + {\beta _9}Independenc{e_{t - 1}}\\ \quad \quad \quad + {\beta _{10}}MK{T_{t - 1}} + \sum Industry + \sum Year + {\delta _t} \end{array}$

(3)

其中，Performance代表上市公司业绩，Family代表家族高管哑变量，Number代表家族企业股权家族化的程度。具体地，根据假设H1的理论预期，Number的回归系数α₁应显著为负；Number×Family为家族化程度Number与家族高管Family的交乘项，如果该交乘项的回归系数α₁₁显著为负，则支持了本文的假设H2，即家族成员担任公司高管会加剧股权家族化对公司业绩的负面影响；根据假设H3的理论预期，模型(3) 中家族化程度变量Number的回归系数β₁应显著为正。此外，为了缓解因变量与自变量之间互为因果的内生性问题，本文对所有自变量的取值进行了滞后一期处理。模型(1) 和模型(2) 采用OLS多元回归进行分析，模型(3) 采用Logit模型进行回归估计。同时，为了控制异常数据的不利影响，本文对所有连续变量都进行了上下1%的winsorize缩尾处理。

四、实证分析和结果讨论 (一) 描述性统计结果

表 2为本文样本数据的描述性统计分析结果。从表 2可知：(1) 股权家族化程度变量Number的均值为1.837，这表明中国家族上市公司前十大股东中大约平均有2个家族成员，Number最小值为1，最大值为7，标准差为1.226，这表明中国上市公司中家族成员的个数存在较大差异；(2) 家族高管变量Family的均值为0.580，意味着58%的中国家族上市公司存在家族成员担任公司董事长或者CEO的情况，上市公司聘请家族成员担任公司高管的情况比较普遍；(3) 家族所有权变量Ownership的均值为0.336，中位数为0.310，这表明中国家族上市公司家族整体层面的股权持有普遍较高；(4) 家族控制权与所有权两权分离度Diverge的均值为1.508，中位数为1.113，表明中国家族上市公司普遍采用金字塔结构对公司进行控制，因而存在两权分离的情况；(5) 董事会独立性变量Independence的均值为0.370，第一个四分位和中位数均为0.333，说明绝大多数上市公司聘请独立董事只是为了迎合监管要求，而非根据公司自身的治理需求来加强董事会的独立性。此外，其他变量的取值在缩尾处理后不存在异常情况。

(二) 相关系数分析结果

表 3为主要变量的Pearson相关系数分析结果。从表 3中可以得到：(1) 股权家族化程度变量Number与公司业绩变量ROA、ROE之间的相关系数并不具有统计显著性，因而目前还无法科学判断股权家族化对公司业绩的经验影响关系；(2) 公司业绩ROA、ROE与家族所有权Ownership在1%统计水平下显著正相关，说明家族所有权越高，家族利益与公司利益之间的一致性也就越高，此时家族股东更有动力监督公司管理者，减少对公司的侵占，进而有利于公司业绩的改善和提升；(3) 公司业绩ROA与两权分离度Diverge在1%水平下显著负相关，说明家族控制权与所有权分离程度越高，公司中大股东的侵占行为也可能越严重，导致公司业绩越差；(4) 家族高管变量Family与股权家族化程度变量Number之间相关系数为0.144，且在1%的统计水平下显著，意味着家族上市公司的家族化程度与聘请家族成员担任公司高管之间呈正相关关系，初步支持了本文的研究假设H3；(5) 股权家族化程度Number与家族所有权Ownership在1%水平下显著正相关，说明公司中家族成员越多，家族对公司的所有权也就越高。此外，其他变量间的相关系数大都在0.5以下，意味着把这些变量同时引入回归模型不会产生严重的多重共线性问题。

(三) 单变量差异分析结果

根据样本公司中家族企业股权家族化的程度，也即公司股权中家族股东的个数，将全样本划分为两个子样本——单个家族成员持股的公司样本(Number=1) 和多个家族成员持股的公司样本(Number>1)，进而分析两个子样本之间存在的差异，结果如表 4所示。从表 4中的结果可知，(1) 无论是均值差异的T检验还是中位数差异的Z检验，单个家族成员持股的公司的业绩ROA均在1%的统计水平下显著低于多个家族成员持股的公司的业绩，但ROE之间的差异并不显著，与本文的假设H1并不相符，这可能是由于没有控制其他变量的影响，具体结论有待进一步检验；(2) 单个家族成员持股的公司样本中家族成员担任公司高管的可能性均在1%的统计水平下显著低于多个家族成员持股的公司样本，与本文的假设H3相符。此外，与多家族成员持股的公司相比，单个家族成员持股的公司有着显著更低的家族所有权、更高的两权分离度、更小的公司规模、更高的财务杠杆以及更长的上市时间等特征。

(四) 多元回归分析结果

表 5列示了对本文假设H1和假设H2的多元回归分析结果，其中模型1-模型3的因变量公司业绩为总资产收益率(ROA)，模型4-模型6的公司业绩变量为净资产收益率(ROE)。所有回归模型的F值均在1%的统计水平下显著，所有模型的方差膨胀因子(VIF)值都低于阀值10，表明本文所使用的回归模型的多重共线性问题不大，不会对回归结果产生严重的不利影响。

从表中数据可以看到：(1) 模型1和模型4中股权家族化变量Number的系数均在1%的统计水平下显著为负(模型1：系数=-0.002，t值=-3.917；模型4：系数=-0.004，t值=-4.115)，表明股权家族化程度越高的家族企业，其公司业绩也就越低，即家族企业股权家族化程度的提高会降低企业的业绩，本文的假设H1得到了验证。该结果表明，由于不同的家族成员具有不同的利益诉求，成员之间存在着利益冲突和矛盾，而且这些冲突和矛盾在股权家族化的过程中会越发明显和严重，从而对公司业绩产生不利影响。(2) 模型3和模型6中股权家族化变量Number和家族高管变量Family的交互项Number×Family均得到了5%统计水平下显著为负的回归系数(模型3：系数=-0.003，t值=-1.985；模型6：系数=-0.007，t值=-2.245)，意味着家族成员担任公司高管会加剧股权家族化对公司业绩的负面影响，这与本文的研究假设H2的预期相符，亦即由于非对称的利他主义的存在，家族高管在解决家族成员间矛盾和冲突时会更倾向于其核心家族成员，导致其他家族成员认为自身受到了不公平的对待，进而造成家族矛盾和冲突的进一步加剧，对公司业绩带来更不利的影响。

表 6列示了检验假设H3得到的股权家族化程度对家族企业是否聘请家族成员担任公司高管的影响的Logit回归分析结果。从表 6的回归结果可知，家族化变量Number的系数在1%的统计水平下显著为正(模型1：系数=0.243，t值=5.253)，意味着股权家族化程度越高的家族企业越可能聘请家族成员担任公司董事长或CEO。模型2和模型3分别列示了将家族高管区分为家族成员担任CEO(FCEO)和家族成员担任董事长(FChairman)后的回归分析结果，模型2和模型3中股权家族化程度变量Number均得到了1%统计水平下显著为正的回归系数(模型2：系数=0.203，t值=6.414；模型3：系数=0.219，t值=5.012)。因此，总体而言，模型1-3的回归分析结果都与本文假设H3的理论预期相符，股权家族化程度较高的家族企业由于有着更多可供选择的家族成员人选，因而更可能选择由家族成员担任公司高管。

(五) 稳健性测试

前文中关于家族高管变量(Family)同时包含了家族CEO和家族董事长。为了进一步观测不同职务类型的高管是否会对股权家族化与公司业绩间的关系产生不同的影响，本文将家族高管进一步区分为家族CEO(FCEO)和家族董事长(FChairman)，并重新进行了相关的回归分析，结果如表 7所示。从表中结果可知：无论是以总资产收益率ROA还是净资产收益率ROE为因变量，股权家族化变量Number与家族董事长变量Chairman的交互项Number×FChairman均得到了5%统计水平下显著为负的回归系数(模型2：系数=-0.003，t值=-2.215；模型4：系数=-0.008，t值=-2.538)。在以总资产收益率ROA为因变量时，家族化变量Number与家族CEO变量FCEO的交互项Number×FCEO的系数为负但并不具有统计显著性(模型1：系数=-0.001，t值=-1.246)，在以净资产收益率ROE为因变量时，交互项Number×FCEO得到了显著为负的回归系数(模型3：系数=-0.004，t值=-1.970)。上述结果意味着整体而言，家族董事长或家族CEO会加剧股权家族化对公司业绩的负向影响，这与本文的理论预期相符合，从而进一步加强了本文研究结论的稳健性。

与此同时，本文还进行了其他几个方面的稳健性测试：(1) 股权家族化变量度量方法的稳健性检验。借鉴贺小刚等(2011)以及刘白璐、吕长江(2016)等的做法，以家族持股的赫芬达尔指数HHI衡量家族企业的股权家族化程度。HHI值越小，代表家族股权的分布在家族成员内部越分散，公司中家族成员的个数可能就越多，股权家族化程度越高。(2) 公司业绩变量度量方法的稳健性检验。由于基于会计数据的业绩指标比较容易受到公司特有的报告特质和潜在管理层操纵的影响，因而存在一定的不足(Cai et al., 2012)。为此，本文进一步以公司市场价值Tobin's Q作为公司业绩的衡量指标。(3) 关于家族企业定义的稳健性检验。关于家族企业的界定，本文还尝试了以15%家族控制权的临界值定义家族企业。(4) 计量模型估计方法的稳健性检验。由于本文的样本数据是一个典型的面板数据，为了控制样本数据可能发生的时间序列自相关和公司间的截面相关，借鉴Petersen(2009)的稳健估计方法，本文采用了同时从公司层面和年度层面对回归得到的标准误进行了双重Cluster调整。我们发现，虽然变量的统计显著性水平有所降低，但本文的主要研究结论仍然稳健成立，限于篇幅省略汇报相关结果。

(六) 进一步分析

伴随着家族企业的成长壮大，除了核心家族成员之外，越来越多的非核心家族成员也逐渐参与到企业中，那么非核心家族成员的加入是否会对家族企业产生影响，本文进一步分析了非核心家族成员与股权家族化的交互影响效应。

根据前文的分析，由于家族成员具有自利动机，在目标和偏好方面存在着差异性，因而存在着家族内部代理问题(Thaler and Shefrin, 1981；连燕玲等，2011；李新春等，2015)。但这并不意味着家族内部的矛盾和冲突对所有家族成员而言都是相等的。不同家族成员在目标和偏好方面既有差异性，也有共性。核心家族成员之间由于共同的历史经历和认知等，相互之间的信任基础和利他情结要明显高于非核心家族成员，家族成员之间的冲突和矛盾更容易被缓解，虽然此时家族成员间可能存在着代理问题，但一般不会太严重。而且，核心家族成在企业经营决策上可能会出现搭便车和攀比消费的道德风险，但很少会出现逆向选择问题(Karra et al., 2006；贺小刚等，2010a)。然而当企业中有非核心家族成员参与时，非核心家族成员不仅参与企业决策时存在着道德风险，而且容易出现严重的逆向选择问题，增加了内部代理成本。因而，本文预期当企业中存在非核心家族成员时，股权家族化对公司业绩间负向影响越强。而且，当存在非核心家族成员参与到企业当中时，出于对自身利益的追求，更愿意推荐与自己有着紧密联系的亲戚在公司中担任重要高管职位，而这些亲属可能并不在与家族企业主相关的家族成员范围内，因而也会在一定程度上降低家族成员担任公司高管的可能性。

表 8为关于非核心家族成员调节效应的回归分析结果，其中关于非核心家族成员(Relation)的度量，参考贺小刚等(2010a、2010c)等的做法，当家族企业中的亲缘关系仅包括业主、业主祖父母、父母、子女、配偶以及兄弟姐妹时Relation取值0，否则为1。从表 8的结果可以得到：(1) 模型1和模型2中股权家族化变量与非核心家族成员变量的交互项Number×Relation虽为负但并不显著(模型1：系数=-0.000，t值=-0.295；模型2：系数=-0.001，t值=-0.318)。这可能是由于股权家族化本身意味着较多家族成员对企业的参与，而整个家族中不乏有着非核心家族成员，导致存在着较为严重的家族内部代理问题，因而家族化与非核心家族成员的交互影响并不显著。(2) 模型3-模型4中交互项Number×Relation均为负值，但只在以FCEO为因变量的模型4中才达到显著水平(模型3：系数=-0.038，t值= -0.323；模型4：系数=-0.218，t值=-3.275；模型5：系数=0.053，t值=0.458)，这可能是因为相比于CEO，董事长对企业有着更强的领导权和控制权，更能保障家族对企业持续控制的意愿，因而非核心家族成员对聘请家族成员担任公司高管的影响主要体现在对CEO的影响上。

五、研究结论与实践启示

伴随着家族企业的发展壮大，越来越多的基于血缘、亲缘等为基础的家族成员不断参与到对企业的所有权中，呈现出股权家族化的发展趋势。然而，对于家族企业股权家族化的相关影响，目前却鲜有研究关注其与家族企业公司治理之间的影响关系。鉴于此，本文选取2004-2015年中国A股家族上市公司的相关数据，从企业家族化视角实证检验了股权家族化对企业业绩以及聘任家族高管的经验影响关系。结果发现：(1) 同等条件下，控股家族股权的家族化水平越高，家族企业的业绩越差；(2) 家族成员担任CEO或董事长等公司高管会加剧股权家族化对企业业绩的负向影响；(3) 同等条件下，股权家族化会提高家族企业聘请家族成员担任CEO或董事长的可能性。此外，本文进一步分析后发现，非核心家族成员参股企业会降低股权家族化与聘请家族成员担任CEO之间的正向影响关系。

本文的研究结论可以得到以下实践启示：第一，对于家族企业而言，要充分认识到企业股权家族化对公司治理带来的利弊，虽然家族化有助于实现家族企业在家族成员间的代际传承，但会对公司业绩带来一定程度的负面影响。因而，对于企业而言，应该通过设计合理的公司治理机制以应对家族化可能造成的不利影响，促进企业的健康发展。第二，由于家族成员参与公司管理会在一定程度上激化不同家族成员间的矛盾，造成更为严重的内部代理问题。这就要求企业在提高家族成员高管专业能力的同时，更加注重对其思想的引导，形成注重企业整体发展的理念，促进企业的可持续发展。

此外，本研究也存在一定的不足之处。本研究主要考察了控股家族股权的家族化。然而随着企业的不断发展壮大，会有越来越多基于地缘关系、精神纽带等为基础的超越生物意义上的泛家族成员参与到企业中(Peredo, 2003；贺小刚等，2010a；杨国枢，1998；朱红军等，2007)。未来研究可以从更为广泛的层面中扩展开来进一步探讨关于企业发展的泛家族化的相关影响。