CEO權(quán)力對家族企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型的影響研究

張翠子 蔣 巒 凌宇鵬 魯競夫

(1.華南師范大學經(jīng)濟與管理學院；2.北京師范大學數(shù)字出版與數(shù)字研究中心)

1 研究背景

在數(shù)字經(jīng)濟背景下，企業(yè)在瞬息萬變的市場中展開競爭，數(shù)字化轉(zhuǎn)型被視為企業(yè)確保其生存以及實現(xiàn)可持續(xù)發(fā)展的關(guān)鍵。值得注意的是，長期經(jīng)營的家族企業(yè)通常被認為是內(nèi)部結(jié)構(gòu)僵化、保守的和抗拒變化，與數(shù)字化創(chuàng)新精神相矛盾[1]。但事實上，據(jù)普華永道發(fā)布的《2021年全球家族企業(yè)調(diào)研——中國報告》顯示，45%的中國內(nèi)地受訪家族企業(yè)已制定清晰且明文記載的數(shù)字化轉(zhuǎn)型路線圖，高于中國香港(9%)和全球(33%)的同類型家族企業(yè)?？梢姡瑪?shù)字化轉(zhuǎn)型已經(jīng)逐漸被視作家族企業(yè)生命周期中的可選自然進程。

已有文獻對家族企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型的探究，主要根植于家族企業(yè)創(chuàng)新和技術(shù)決策的研究當中。學者們從3個理論視角，分別探索了家族企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型時，具有的不同優(yōu)勢和存在的障礙：①基于社會情感財富理論，家族企業(yè)戰(zhàn)略決策以社會情感財富為主要參照點，但社會情感財富的不同維度卻提供了差異化的解釋。其中，約束型社會情感財富使家族管理者表現(xiàn)出比股東所期望程度更高的風險規(guī)避，因此，可能在漸進式創(chuàng)新方面取得成功，但在面對顛覆式的創(chuàng)新，如數(shù)字化轉(zhuǎn)型時，會面臨近視投資決策的問題[2]；而延伸型社會情感財富則突出長期戰(zhàn)略導向，能夠促進企業(yè)開展適應(yīng)性和成長性的創(chuàng)新活動[3]。②基于委托代理理論，家族企業(yè)將受益于所有者和管理者之間存在一致的利益以及最小化的信息不對稱，較低的代理成本能夠促進企業(yè)創(chuàng)新性戰(zhàn)略的實施。此外，家族高管能夠利用他們優(yōu)越的地位和知識來剝削權(quán)力較小的所有者，從而造成家族企業(yè)在諸如數(shù)字化創(chuàng)新戰(zhàn)略上停滯不前[4]。③基于資源基礎(chǔ)觀，家族管理者的身份認同和個人承諾、信任和情感支持等獨特資源，被認為是有利于家族企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型的重要因素[5]。但其他研究者也指出，由于家族成員之間通常有共同的教育和職能背景，并沉浸于相同的公司文化，在這種情況下，外部觀點的缺失可能會導致群體思維和戰(zhàn)略惰性，從而阻礙了企業(yè)參與有關(guān)數(shù)字化等顛覆性創(chuàng)新的建設(shè)性的思辨能力[6]。由此可見，現(xiàn)有的研究對家族企業(yè)與數(shù)字化轉(zhuǎn)型的影響存在多角度和多重解釋?？紤]到數(shù)字化對家族企業(yè)長期生存和發(fā)展的重要意義，學者們鼓勵探索新的研究方向，并呼吁更深入的理解[7]。

遵循上述理論邏輯，家族企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型的關(guān)鍵，可能涉及企業(yè)內(nèi)部治理機制如何解決社會情感財富追求沖突與代理沖突等的問題。在過去的研究中，首席執(zhí)行官(CEO)作為內(nèi)部治理的主要推動者，統(tǒng)籌和負責企業(yè)戰(zhàn)略的制定，其地位及作用獲得了不少學者的關(guān)注和探討。一方面，現(xiàn)有研究中，有關(guān)CEO與公司戰(zhàn)略之間的關(guān)系假設(shè)，是以CEO具有充足的權(quán)力并能夠帶來預(yù)期或偏好的結(jié)果為前提條件的[8]。權(quán)力體現(xiàn)了“個人行為者施加其意志的能力”，是決定資源配置效率和戰(zhàn)略決策的一個重要因素[9]。盡管后來涉及CEO權(quán)力的研究，在組織管理、企業(yè)績效以及創(chuàng)新等議題中取得了豐碩的成果，但在數(shù)字化轉(zhuǎn)型戰(zhàn)略研究中尚未提及。另一方面，源于家族和企業(yè)系統(tǒng)的重疊，CEO的權(quán)力在家族經(jīng)營中的影響尤其重要。相關(guān)研究中強調(diào)，家族企業(yè)CEO被認為對企業(yè)具有更強的心理依戀和承諾，當企業(yè)治理機制給予CEO更大的自主權(quán)時，CEO的管理活動會得到促進，這種情況在家族企業(yè)中表現(xiàn)得更為顯著[10]。

綜上分析，家族企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型的研究尚具有如下潛在的探索空間：①挖掘家族企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型的新驅(qū)動因素。在考察家族企業(yè)與數(shù)字化的問題上，現(xiàn)有研究普遍基于“家族管理者涉入→技術(shù)決策”的直接邏輯。與高層管理團隊或董事會相比，CEO權(quán)力作為重要的組織情境，對企業(yè)數(shù)字化的影響鮮有被涉及。本研究試圖從CEO權(quán)力配置的角度出發(fā)，以調(diào)和上述研究中看似不相容的矛盾，提出高權(quán)力CEO傾向于通過尋找創(chuàng)新戰(zhàn)略來擴大家族公司業(yè)務(wù)，從而為數(shù)字化轉(zhuǎn)型帶來積極的影響。因此，CEO權(quán)力可能是影響家族企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型的新驅(qū)動因素之一，這是目前家族企業(yè)研究中尚未涉及的內(nèi)容。②揭示CEO權(quán)力與數(shù)字化轉(zhuǎn)型關(guān)系的作用機制。從長期導向的視角出發(fā)，高權(quán)力CEO具有長期投資的視野，能夠意識到在數(shù)字時代采取數(shù)字化戰(zhàn)略對家族企業(yè)長期生存的重大意義，以鞏固家族企業(yè)的數(shù)字化根基。因此，要深入理解家族企業(yè)的數(shù)字化轉(zhuǎn)型，就離不開對傳統(tǒng)長期視角的討論。基于此，本研究認為，長期導向是家族企業(yè)CEO權(quán)力與數(shù)字化轉(zhuǎn)型之間重要的中介機制。③考察家族企業(yè)不同CEO來源對企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型的影響。有關(guān)家族企業(yè)CEO合法性的研究中表明，家族CEO在管理團隊中的權(quán)力和主導地位要高于外部管理者[3]。同時，家族CEO認為，家族企業(yè)是個人和家族自豪感的來源，他們會更加重視家族企業(yè)的長期發(fā)展。因此，本研究擬加入CEO來源的情境效應(yīng)，進一步明確長期導向的邊界作用。④立足實踐，推動中國家族企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型理論的發(fā)展。中國在數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展的浪潮中收獲了數(shù)字化紅利，而數(shù)字化也為研究家族企業(yè)提供了極具現(xiàn)實意義的情境。遺憾的是，有關(guān)中國家族企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型理論和實踐在業(yè)界尚缺乏共識，本研究旨在填補這一研究空白。

基于上述分析，本研究擬利用2010～2020年間中國家族企業(yè)的非平衡面板數(shù)據(jù)開展實證分析，就CEO權(quán)力對家族企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型的影響、中間機制、CEO來源異質(zhì)性情境進行識別檢驗。同時在進一步研究中，引入代理理論、企業(yè)生命周期理論進行拓展性的驗證與分析。本研究提供了關(guān)于中國家族企業(yè)基業(yè)常青以及數(shù)字化轉(zhuǎn)型階段的CEO權(quán)力影響的實證證據(jù)與管理啟示。

2 理論基礎(chǔ)與研究假設(shè)

2.1 家族企業(yè)CEO權(quán)力與數(shù)字化轉(zhuǎn)型

數(shù)字化轉(zhuǎn)型可視為一種沉沒成本，具有較長的回報期，并涉及潛在的風險。目前，我國多數(shù)企業(yè)的數(shù)字化轉(zhuǎn)型仍處于計劃或者初級階段，制約企業(yè)實施數(shù)字化轉(zhuǎn)型戰(zhàn)略的原因之一，來自于對數(shù)字化轉(zhuǎn)型的困難度和復(fù)雜性估計不足，導致企業(yè)在轉(zhuǎn)型過程中躊躇不前[11]。而實際上，高層管理人員的支持對于數(shù)字化轉(zhuǎn)型的展開至關(guān)重要，但現(xiàn)有研究只停留于強調(diào)高層管理人員在企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型過程中的相關(guān)性[12]。戰(zhàn)略研究的文獻提出了關(guān)于研究高層管理者的另一個重要理論視角，即高層管理者的自由裁量權(quán)對公司的戰(zhàn)略和績效有著潛在的影響作用，強調(diào)探討CEO權(quán)力對組織資源配置和績效獲取的經(jīng)濟后果的重要意義[13]。從最初的CEO權(quán)力對薪酬的影響開始，學者們陸續(xù)將研究視角轉(zhuǎn)向CEO權(quán)力對財務(wù)績效、公司治理效率及信息披露的動機和風險承擔等方面的影響[14]。在近期的研究中，學者們開始注意到CEO權(quán)力與企業(yè)創(chuàng)新性戰(zhàn)略的聯(lián)系[15]。盡管有越來越多的證據(jù)表明CEO權(quán)力對組織績效和戰(zhàn)略的影響，但其在塑造企業(yè)數(shù)字化方面的作用尚不清晰。

在家族企業(yè)的背景下，CEO是家族成員和外部管理者中的主導者，對家族企業(yè)的戰(zhàn)略改革施加了強大的影響[3]。高權(quán)力CEO能夠憑借個人能力和意愿轉(zhuǎn)化為可執(zhí)行的企業(yè)戰(zhàn)略，家族企業(yè)的數(shù)字化轉(zhuǎn)型過程同樣受到CEO權(quán)力的影響。因此，本研究認為，CEO權(quán)力是研究家族企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型的重要切入點。首先，約束型社會情感財富的觀點認為，創(chuàng)新資源的引入可能伴隨著控制權(quán)的分散，出于對未來控制權(quán)不確定性的擔憂，家族企業(yè)表現(xiàn)出較低的技術(shù)創(chuàng)新意愿。然而，先前的一項研究指出，通過保障管理者在技術(shù)發(fā)展軌跡中的自由裁量權(quán)，即當增加管理者對權(quán)力的認知時，就能有效地減少家族企業(yè)對技術(shù)創(chuàng)新的抵制[16]。按照這種邏輯，權(quán)力實際上成為了保護管理者免受因損失社會情感財富而導致權(quán)力流失的“盾牌”，擁有更高控制權(quán)力的家族企業(yè)CEO所獲得權(quán)力的效用，可抵消社會情感財富帶來的損失，為CEO創(chuàng)造了一種有效的“安全感”，使企業(yè)進入數(shù)字化的發(fā)展軌道。其次，考慮到數(shù)字化轉(zhuǎn)型的事前風險，高權(quán)力CEO可以更好地評估其戰(zhàn)略決策中的風險門檻，在管理團隊任命中具有較大的選擇權(quán)，軟化了家族企業(yè)內(nèi)部進行數(shù)字變革的政治阻力，將促進數(shù)字化的落地實施[13]。最后，由于數(shù)字化轉(zhuǎn)型意味著企業(yè)打破慣例和常規(guī)，需要CEO有足夠權(quán)力來調(diào)配各種異質(zhì)性資源，獲取重要利益相關(guān)者的協(xié)同和承諾以滿足轉(zhuǎn)型的需求[15]?；诖?，提出如下假設(shè)：

假設(shè)1CEO權(quán)力對家族企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型具有正向影響。

2.2 家族企業(yè)CEO權(quán)力與長期導向

學者們普遍認為，家族企業(yè)與非家族企業(yè)的目標在時間維度上存在著顯著差異，因此長期導向被引入家族企業(yè)的研究中，體現(xiàn)了家族企業(yè)如何看待時間而享有的潛在優(yōu)勢和利益[17]。家族企業(yè)不僅需要家族的意愿，還需要家族管理者的能力來追求長期導向。首先，基于社會資本理論，CEO權(quán)力的大小在一定程度上反映其掌握資源和信息的豐富程度，能有效減少企業(yè)未來的不確定性。因此高權(quán)力CEO可以依靠獨特的資源，以推動長期計劃的實際落地和目標達成[18]。其次，非物質(zhì)的激勵能夠促進管理活動，CEO權(quán)力的增加能夠在社會地位、名譽等方面給予CEO非物質(zhì)上的激勵，使公司的發(fā)展與CEO“創(chuàng)造成就的愿望”更為契合。因此，CEO在參與管理層決策時更傾向于建言獻策，識別具有前景的研發(fā)領(lǐng)域，并為之優(yōu)先配置資源[19]。最后，對權(quán)力的留戀感是人類的本能。高權(quán)力CEO鑒于其“建立帝國”的野心和相比同行業(yè)競爭者更高程度的社會認同感，會促使其將眼光放遠以及在困難任務(wù)中的表現(xiàn)更有信心，進而投資于研發(fā)項目，而較低權(quán)力的CEO可能會放棄此選項[10]。因此，高權(quán)力CEO更有能力和意愿來推進長期的研發(fā)類活動。基于此，提出如下假設(shè)：

假設(shè)2CEO權(quán)力對長期導向具有正向影響。

2.3 長期導向的中介作用

家族企業(yè)背后存在的長期人格化，以及與企業(yè)之間長期休戚與共的關(guān)系，迫使家族企業(yè)既要關(guān)注當下的生存，又要兼顧其跨代資本。長期導向因跨代間的聯(lián)系為家族企業(yè)提供了“耐心資本”，用于解釋其如何影響企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型。首先，在資源配置上，具有長期導向的企業(yè)將會把更高比例的資源投入于回報周期較長的項目。由于較長的時間跨度使家族企業(yè)對實驗更加寬容，企業(yè)可以在數(shù)字化變革中受益[18]。其次，長期導向投資觀認為，具有長期決策視野的家族企業(yè)會通過增加研發(fā)投資與員工培訓，從而支持組織生產(chǎn)和運營各個環(huán)節(jié)的數(shù)字化轉(zhuǎn)型?？梢?，長期導向不僅與數(shù)字化相適應(yīng)，而且對家族企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型具有重要的塑造作用。基于此，提出如下假設(shè)：

假設(shè)3長期導向?qū)易迤髽I(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型具有正向影響。

結(jié)合假設(shè)1～假設(shè)3，本研究認為，高權(quán)力CEO具備一定的社會資本和人力資本，可采取有遠見、有管理眼光的戰(zhàn)略，從而表現(xiàn)出長期導向的傾向，這有助于激勵和啟動數(shù)字化轉(zhuǎn)型的戰(zhàn)略變革。綜上，本研究進一步提出了“CEO權(quán)力-長期導向-家族企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型”的邏輯框架，并提出如下假設(shè)：

假設(shè)4長期導向在CEO權(quán)力與家族企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型間起中介作用。

2.4 CEO來源的調(diào)節(jié)作用

對于家族企業(yè)而言，CEO的來源可以分為兩種：①由家族成員出任CEO；②在企業(yè)內(nèi)部或外部聘任職業(yè)經(jīng)理人[20]。基于現(xiàn)代管家理論，由家族成員出任的CEO認為家族企業(yè)是個人和家族自豪感的來源，也是當前和今后幾代人獲得財務(wù)支持的載體。因此，家族CEO是高度積極的管理者，在高水平權(quán)力的激勵下，他們會采取慷慨的投資行為，推動與企業(yè)長期發(fā)展相關(guān)的戰(zhàn)略落地實施[4]。與非家族的外部經(jīng)理人相比，高權(quán)力的家族CEO對公司的親近和熟悉程度，使其更容易和更迅速參與潛在的長期商業(yè)關(guān)系，對家族企業(yè)的長期生存至關(guān)重要[10]。據(jù)此，提出以下假設(shè)：

假設(shè)5相比外部經(jīng)理人，由家族成員出任CEO，可強化CEO權(quán)力水平對長期導向的影響。

綜合假設(shè)1～假設(shè)5，本研究進一步提出，CEO來源會強化長期導向在CEO權(quán)力與家族企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型的中介作用。對高權(quán)力CEO同時也是家族成員而言，其權(quán)力水平和家族身份認同的協(xié)同性更強。具體表現(xiàn)為：高權(quán)力家族CEO以更明確的長期導向為中心來領(lǐng)導家族企業(yè)，推動符合家族長期利益的數(shù)字化轉(zhuǎn)型，同時能夠更有效地應(yīng)對其數(shù)字化戰(zhàn)略經(jīng)濟有效性受到質(zhì)疑時的壓力。據(jù)此，提出以下假設(shè)：

假設(shè)6CEO來源調(diào)節(jié)了長期導向在CEO權(quán)力水平與家族企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型之間的中介關(guān)系；與外部經(jīng)理人相比，由家族成員出任CEO的家族企業(yè)，長期導向的中介作用更強。

綜上所述，本研究構(gòu)建家族企業(yè)CEO權(quán)力、長期導向和數(shù)字化轉(zhuǎn)型之間關(guān)系的理論模型(見圖1)。

圖1 理論模型

3 研究設(shè)計

3.1 研究方法

本研究中，家族企業(yè)的界定參照如下兩點：①實際控制人為自然人或家族[20]；②至少有兩名家族成員在上市公司持股或擔任“董監(jiān)高”[21]。本研究同時剔除了ST、PT、*ST上市公司及金融類上市公司的企業(yè)樣本，剔除了信息嚴重缺失的家族企業(yè)，最終得到共計1 275家家族企業(yè)2010～2020年的非平衡面板數(shù)據(jù)，總計6 600個觀測值。本研究相關(guān)變量主要通過國泰安數(shù)據(jù)庫以及企業(yè)年報文本分析而得到，相關(guān)數(shù)據(jù)的處理和檢驗使用Stata 16.0軟件完成。

3.2 變量定義

本研究各變量的定義如下。

(1)被解釋變量家族企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型(DT)。由于樣本企業(yè)均為上市公司，通過Python技術(shù)對上市公司年報進行文本分析，可獲悉企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型的進程。借鑒吳非等[22]的衡量方法，對上市企業(yè)相應(yīng)年度報告中的有關(guān)數(shù)字化轉(zhuǎn)型的特征詞進行詞頻測度，以此作為本研究企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型程度的代理指標。這一工作主要包括以下幾個步驟：①通過Python爬蟲功能，下載及整理樣本公司2010～2020年的年報，通過PDFminer3k模塊來抽取PDF內(nèi)容并寫入TXT文件；②根據(jù)吳非等[22]提供有關(guān)數(shù)字化轉(zhuǎn)型的技術(shù)層特征詞進行搜索、匹配和詞頻計數(shù)，將加總數(shù)據(jù)進行對數(shù)化處理，從而構(gòu)建企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型的代理指標。企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型的基本詞匯構(gòu)成見圖2。

圖2 數(shù)字化轉(zhuǎn)型的技術(shù)層特征詞

(2)解釋變量CEO權(quán)力(CP)。FINKELSTEIN[9]依據(jù)權(quán)力來源，將其分為所有權(quán)權(quán)力、結(jié)構(gòu)權(quán)力、專家權(quán)力和聲望權(quán)力4個維度；本研究借鑒權(quán)小峰等[23]的衡量體系，使用8個虛擬指標衡量上述4個維度，即以8個測度指標相加求平均值作為CEO權(quán)力的代理指標。CEO權(quán)力維度及衡量指標見表1。

表1 CEO權(quán)力維度及衡量指標

(3)中介變量長期導向(LT)。本研究基于長期導向投資觀的定義，參考何軒等[24]的測量方法，采用研發(fā)投入和員工培訓投入兩個指標來綜合衡量家族企業(yè)的長期導向。

(4)調(diào)節(jié)變量CEO來源(CS)。本研究將CEO來源設(shè)置為虛擬變量，CEO由家族成員擔任賦值為1，由職業(yè)經(jīng)理人擔任賦值為0。

(5)控制變量參考相關(guān)研究[25]，本研究選取了以下控制變量：企業(yè)規(guī)模(SI)；資產(chǎn)負債率指標(LEV)；盈利能力(ROA)；市場價值(TQ)；資產(chǎn)流動性(LI)；無形資產(chǎn)密集度(IA)；董事會規(guī)模(BD)；家族涉入程度(FA)；行業(yè)(IN)和年份(Y)啞變量。關(guān)鍵變量定義及來源見表2。

表2 變量定義

3.3 模型設(shè)定

首先，為了檢驗假設(shè)1，即CEO權(quán)力與數(shù)字化轉(zhuǎn)型之間的關(guān)系，本研究參考虞義華等[26]的研究設(shè)計，構(gòu)建如下回歸方程：

DTi,t=α+β1CPi,t-1+γCOi,t-1+δINi+θYt+εi,t，

(1)

式中，i表示企業(yè)；t表示年份；α表示常數(shù)項；β1、γ、δ、θ均表示系數(shù)；CO表示控制變量；ε表示隨機干擾。

其次，為驗證假設(shè)2～假設(shè)4，即長期導向在CEO權(quán)力和數(shù)字化轉(zhuǎn)型之間的中介效應(yīng)，構(gòu)建如下回歸方程：

LTi,t-1=α+β1CPi,t-1+γCOi,t-1+

δINi+θYt+εi,t-1；

(2)

DTi,t=α+β1CPi,t-1+β2LTi,t-1+γCOi,t-1+

δINi+θYt+εi,t，

(3)

式中，β2表示系數(shù)。

最后，為驗證假設(shè)5和假設(shè)6，即有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)，構(gòu)建如下回歸方程：

LTi,t-1=α+α1CPi,t-1+α2CSi,t-1+α3CPi,t-1×

CSi,t-1+γCOi,t-1+δINi+θYt+εi,t-1；

(4)

DTi,t=α+β1CPi,t-1+β2CSi,t-1+b1LTi,t-1+

b2CSi,t-1×LTi,t-1+γCOi,t-1+δINi+θYt+εi,t，

(5)

式中，α1～α3、b1、b2均表示系數(shù)。

本研究對數(shù)據(jù)做如下基本處理：①考慮到企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型戰(zhàn)略存在一定時滯性，為減少內(nèi)生性影響，將解釋變量以及所有控制變量進行滯后一期處理；②為了控制離群值的影響，對所有連續(xù)變量在1%和99%分位上進行縮尾處理；③在調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗部分，已對解釋變量和調(diào)節(jié)變量進行了中心化處理；④在回歸分析中均對行業(yè)和年度進行控制。

4 實證檢驗與結(jié)果分析

4.1 描述性統(tǒng)計與相關(guān)性分析

核心變量的描述性統(tǒng)計及相關(guān)性分析見表3。由表3可知，數(shù)字化轉(zhuǎn)型(DT)均值為1.143，中位數(shù)為0，均值遠大于中位數(shù)，說明樣本家族企業(yè)中的數(shù)字化轉(zhuǎn)型水平存在較大差異。此外，變量CEO來源(CS)的中位數(shù)為1，表明半數(shù)以上家族企業(yè)CEO由家族成員出任。其余變量均值和中位數(shù)比較接近，表明各變量近似對稱分布。

本研究計算了模型中主要變量的Pearson相關(guān)系數(shù)，初步考察模型中各變量之間的相關(guān)性。由表3可知，各變量間的相關(guān)性系數(shù)遠低于0.7，同時控制變量均與長期導向和數(shù)字化轉(zhuǎn)型顯著相關(guān)，說明控制變量的選定不具有多重共線性且具有研究意義，應(yīng)納入回歸模型中。為進一步考察模型設(shè)定的合理性，本研究對表3中的所有變量進行了方差膨脹因子(VIF)診斷，結(jié)果表明：模型整體的VIF值為1.31遠低于10，由此可見，變量之間并不存在嚴重的多重共線性問題。

表3 描述性統(tǒng)計及相關(guān)性分析(N=6 600)

4.2 基準回歸

4.2.1主效應(yīng)及中介效應(yīng)分析

CEO權(quán)力與家族企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型間關(guān)系的回歸結(jié)果見表4。表4中，模型(1)是只含有控制變量的基礎(chǔ)模型。根據(jù)表4中模型(2)主效應(yīng)模型檢驗的結(jié)果：CEO權(quán)力與家族企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型的回歸系數(shù)為正(β=0.424)，且通過了1%水平的顯著性檢驗。假設(shè)1得到驗證。

表4 主效應(yīng)及中介效應(yīng)的回歸結(jié)果(N=6 600)

模型(3)考察的是CEO權(quán)力對家族企業(yè)長期導向的影響。實證檢驗結(jié)果顯示，CEO權(quán)力與長期導向呈顯著正相關(guān)關(guān)系(β=0.008，p<0.01)。這表明CEO權(quán)力越大，企業(yè)越關(guān)注長期導向，表現(xiàn)為增加企業(yè)研發(fā)投入和員工培訓投入，假設(shè)2得到驗證。

模型(4)考察的是長期導向?qū)易迤髽I(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型的影響。檢驗結(jié)果顯示，長期導向與家族企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型呈顯著正相關(guān)關(guān)系(β=13.480，p<0.01)。據(jù)此，假設(shè)3得到驗證。

模型(5)是在模型(2)的基礎(chǔ)上加入了長期導向，分析結(jié)果顯示，CEO權(quán)力對家族企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型有顯著正向影響(β=0.322，p<0.05)，且相比于模型(2)，CEO權(quán)力的系數(shù)明顯有所降低，表明長期導向在CEO權(quán)力和家族企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型之間具有部分中介效應(yīng)，假設(shè)4得到驗證。

4.2.2有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)分析

有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)檢驗結(jié)果見表5。表5中，模型(6)檢驗的是CEO來源(CS)的調(diào)節(jié)作用。結(jié)果顯示：長期導向(LT)對CEO權(quán)力與CEO來源的交乘項(CP×CS)系數(shù)為正且在10%的水平上顯著(β=0.006，p=0.078)，因此假設(shè)5通過檢驗。

表5模型(7)檢驗的是有調(diào)節(jié)的中介作用。根據(jù)溫忠麟等[27]提出的檢驗標準，若模型(7)的中介變量(LT)及模型(6)中交乘項(CP×CS)都顯著不為0時，則中介效應(yīng)的前半段受到調(diào)節(jié)。結(jié)果顯示：LT在1%的水平上顯著，結(jié)合模型(6)中CP×CS的回歸系數(shù)顯著不為0，因此假設(shè)6得到驗證。故有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)成立，即CEO權(quán)力通過長期導向影響家族企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型的前半段路徑被CEO來源所強化。

表5 有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)檢驗結(jié)果(N=6 600)

4.3 穩(wěn)健性檢驗

本研究采用Sobel-Goodman檢驗增強中介效應(yīng)結(jié)果的穩(wěn)健性。檢驗結(jié)果顯示，Sobel、Goodman-1、Goodman-2的Z值分別為6.431、6.418、6.444，并且均在1%的水平上顯著。由此可知，長期導向在CEO權(quán)力對家族企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型的影響中起中介效應(yīng)。因此，所得結(jié)論與上文層級回歸檢驗結(jié)果相同，研究結(jié)論依然穩(wěn)健。

4.4 內(nèi)生性檢驗

4.4.1工具變量法

考慮到CEO權(quán)力與家族企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型之間可能存在遺漏變量的問題，本研究參照柯東昌等[28]的方法，取CEO權(quán)力(CP)的年度、行業(yè)和省份的平均值作為其工具變量(M_X)。結(jié)果見表6。表6中，模型(1)表示第一階段估計結(jié)果，其中，M_X的估計系數(shù)為0.945，且在1%水平上顯著，滿足工具變量與內(nèi)生變量的條件。此外，Anderson LM檢驗顯著拒絕原假設(shè)，即模型不存在識別不足的問題，表明工具變量與內(nèi)生解釋變量相關(guān)。Cragg Donald Wald F統(tǒng)計量遠大于StockYogo弱工具變量的臨界值，說明模型通過了弱工具變量檢驗。

表6模型(2)為第二階段回歸估計結(jié)果，其中，CEO權(quán)力對數(shù)字化轉(zhuǎn)型的估計系數(shù)為0.566，且在1%水平上顯著，工具變量法進一步表明，CEO權(quán)力對家族企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型具有促進作用。因此，內(nèi)生性的控制明顯強化了本研究提出的假設(shè)1。

表6 工具變量法(2SLS)檢驗結(jié)果(N=6 600)

4.4.2傾向性得分匹配

由于多元線性回歸的無偏估計依賴于Y與X函數(shù)形式的正確設(shè)定，若函數(shù)形式被錯誤設(shè)定(FFM)時會導致以上結(jié)論的有偏估計。因此本研究通過傾向性得分匹配(PSM)以減少對函數(shù)形式設(shè)定的依賴，緩解FFM問題。

首先，為構(gòu)建分組變量(PO)，本研究對CEO權(quán)力(CP)進行編碼，當CP大于等于中位數(shù)0.625時賦值為1，定義為高權(quán)力組(實驗組)；反之，編碼為0，定義為低權(quán)力組(對照組)。其次，對分組變量(PO)使用Logit回歸計算傾向性得分值，并歸入前文的控制變量。最后，篩選匹配得到的樣本進行回歸。同時，本研究為減弱匹配方式對回歸結(jié)果的影響，分別使用一對一最近鄰匹配、半徑匹配與核匹配3種方法對樣本進行匹配。最終平衡性檢驗結(jié)果顯示，匹配后所有協(xié)變量的標準化偏差小于10%，表明匹配效果良好(結(jié)果見表7)。由表7可知，CEO權(quán)力的一次項系數(shù)均為正，且在5%的水平上顯著，本研究的核心結(jié)論得到了進一步驗證。

表7 內(nèi)生性檢驗結(jié)果

4.4.3 Heckman二階段法

本研究探討了CEO權(quán)力對家族企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型的影響。然而在現(xiàn)實情況下，行業(yè)中具有創(chuàng)新思維，且具有數(shù)字化變革意愿的家族企業(yè)，也可能會偏好聘任高權(quán)力CEO來推動組織變革，導致自選擇的內(nèi)生性問題存在。因此本研究選用Heckman兩階段法解決樣本自選擇問題。

首先，在第一個階段的Probit回歸中，采用與上文相同的編碼方法，用PO作為分組變量。其次，由于CEO權(quán)力水平的高低在一定程度上以同行業(yè)其他CEO權(quán)力為參照，故在很大程度上影響本企業(yè)CEO權(quán)力的值，但對本企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型不會產(chǎn)生顯著影響。因此，本研究在第一階段的回歸模型中選用除本企業(yè)外的行業(yè)均值(M_CP)作為工具變量。最后，將第一階段的回歸結(jié)果計算得到的逆米爾斯比率(IMR)放入第二階段進行回歸。由表7模型(5)可知，修正自選擇問題之后的CEO權(quán)力在5%的水平上顯著為正，結(jié)果與基準模型較為接近，進一步驗證了研究結(jié)論。

5 進一步分析

5.1 代理成本的調(diào)節(jié)作用

根據(jù)代理理論，CEO在私人利益和時間偏好的驅(qū)使下，犧牲長期的盈利而選擇短期的利潤時就會產(chǎn)生組織代理成本。在這種情況下，CEO權(quán)力會在公司內(nèi)外治理機制失靈時，超越權(quán)力約束對公司的權(quán)力機制產(chǎn)生影響，進而誘發(fā)風險規(guī)避的短期投機行為。此外，當代理成本較小時，公司內(nèi)外部治理機制對CEO行為發(fā)揮約束作用，使得CEO與股東的長期目標趨近一致，進而合理高效地利用其權(quán)力促進數(shù)字化轉(zhuǎn)型?；诖?，本研究提出當代理成本較低時，CEO權(quán)力對長期導向的促進作用更加顯著；同時，代理成本調(diào)節(jié)了長期導向在CEO權(quán)力與家族企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型之間的中介作用。

綜上，本研究采用管理費用率(AC)度量代理成本[29]，企業(yè)付出的高代理成本體現(xiàn)為管理費用率的增長，以此驗證代理成本的調(diào)節(jié)作用(見表8)。表8模型(1)中，CEO權(quán)力與代理成本的交乘項(CP×AC)的回歸系數(shù)(β=-0.108，p=0.056)和模型(2)代理成本與長期導向的交乘項(AC×LT)的回歸系數(shù)(β=-22.325，p=0.032)都顯著不為0，因此中介效應(yīng)的前后半段均受到調(diào)節(jié)，有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)成立。換言之，長期導向機制對CEO權(quán)力和數(shù)字化轉(zhuǎn)型的中介作用，在代理問題不嚴重的情況下更為明顯。

表8 代理成本的調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗結(jié)果(N=6 600)

5.2 企業(yè)生命周期異質(zhì)性檢驗

上述研究結(jié)論在靜態(tài)范疇下討論家族企業(yè)權(quán)力與數(shù)字化轉(zhuǎn)型之間的關(guān)系機制，然而，已有研究開始關(guān)注隨著生命周期的動態(tài)推移企業(yè)內(nèi)部管理的變化特征。企業(yè)的成長過程伴隨著內(nèi)部管理等級的復(fù)雜性，CEO因擁有較多的權(quán)力，進而在投資決策上掌握著更大的決定權(quán)?；诖?，本研究運用綜合得分判別法，根據(jù)企業(yè)的營業(yè)收入增長率、留存收益率、資本支出率和企業(yè)年齡進行綜合評分；按照綜合得分從高到低排序，得分最高的前1/4為成長期企業(yè)，中間1/2部分為成熟期企業(yè)，得分最低的約1/4為衰退期企業(yè)。以綜合指標法劃分生命周期的實證結(jié)果見表9。

表9 生命周期分組檢驗結(jié)果

由表9可見，在考慮了所有控制變量之后，成長期家族企業(yè)系數(shù)及相關(guān)性均降低且并未通過10%顯著性檢驗。其原因可能是CEO為了保全自己在企業(yè)中的地位，存在風險規(guī)避的傾向，以減少犯錯的機會；同時，由于成長期企業(yè)規(guī)模較小，CEO容易受到董事會對管理層行為監(jiān)管的影響，進而導致CEO權(quán)力與數(shù)字化轉(zhuǎn)型的相關(guān)性降低。而處于成熟期的家族企業(yè)CEO權(quán)力在1%統(tǒng)計水平上顯著促進數(shù)字化轉(zhuǎn)型。在衰退期組別中，CEO權(quán)力對數(shù)字化轉(zhuǎn)型的正向影響在5%統(tǒng)計水平上顯著，進一步驗證了本研究的觀點。

6 結(jié)語

本研究實證檢驗結(jié)果表明：①CEO權(quán)力對家族企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型具有顯著的正向影響。②CEO權(quán)力能夠顯著促進企業(yè)長期導向。③具有長期導向視野的家族企業(yè)，其數(shù)字化轉(zhuǎn)型水平也較高。④長期導向部分中介了CEO權(quán)力對家族企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型的影響。⑤在家族成員擔任CEO的情境下，強化了CEO權(quán)力對長期導向的正向影響；同時，長期導向影響家族企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型的中介作用更強。⑥進一步的研究發(fā)現(xiàn)，長期導向機制對強權(quán)CEO和數(shù)字化轉(zhuǎn)型的中介作用，在代理問題不嚴重的情況下更為明顯；在不同生命周期條件下，CEO權(quán)力對數(shù)字化轉(zhuǎn)型的促進作用在成熟期企業(yè)中更顯著。

本研究所作的邊際貢獻在于：①現(xiàn)有相關(guān)研究尚未拓展到中國家族企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型的主題中，本研究則從中國家族企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型現(xiàn)狀出發(fā)，旨在推動該議題的理論研究與實踐活動獲得業(yè)界共識；②以CEO權(quán)力為切入點，回應(yīng)了SOLUK等[5]和ARZUBIAG等[7]的研究，基于此，充實了數(shù)字化轉(zhuǎn)型前因變量的探索性研究；③通過實證檢驗，為長期導向在兩者之間起到重要中介作用提供了有力的證據(jù)支持，并證實了CEO來源在CEO權(quán)力與家族企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型關(guān)系中的重要情境作用；④豐富了家族企業(yè)內(nèi)部代理問題對數(shù)字化轉(zhuǎn)型的研究，同時為企業(yè)在生命周期的動態(tài)視角下，探究數(shù)字化轉(zhuǎn)型提供了新的經(jīng)驗證據(jù)。

本研究的管理啟示在于：①放寬了對家族企業(yè)經(jīng)濟目標和家庭目標沖突的假設(shè)，從而獲得一個潛在的更有力的家族企業(yè)行為理論，意味著家族企業(yè)對待數(shù)字化的態(tài)度并不是恒定問題，關(guān)注管理者特征具有重要的管理意義。②CEO在企業(yè)戰(zhàn)略中占據(jù)結(jié)構(gòu)性地位，管理者及研究者會本能地將強權(quán)CEO與掠奪或強制性的力量等量齊觀，但CEO權(quán)力可能是推動企業(yè)進行如數(shù)字化轉(zhuǎn)型此類顛覆式創(chuàng)新變革的重要力量。③企業(yè)應(yīng)安排具有長期導向的CEO進行數(shù)字化管理工作，提升業(yè)務(wù)連續(xù)性和危機應(yīng)對能力，這能有效地推動企業(yè)對于數(shù)字化技術(shù)的嗅探。同時，任命家族CEO可以作為一種機制，確保新公司的長期定位對于數(shù)字化的承諾。④完善企業(yè)內(nèi)部治理，減少代理問題對CEO權(quán)力發(fā)揮的積極影響具有重要意義。此外，CEO權(quán)力與數(shù)字化轉(zhuǎn)型之間的動態(tài)演變體現(xiàn)在了企業(yè)生命周期中，企業(yè)應(yīng)該根據(jù)自身成長軌跡選擇與之相適應(yīng)的數(shù)字化轉(zhuǎn)型戰(zhàn)略。

本研究還存在以下不足：①家族企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型不可避免會受到外在環(huán)境的影響，因此，未來的研究可以將公司層面的影響與個體或地區(qū)層面的影響分開；②本研究依靠的是公開上市的家族企業(yè)的數(shù)據(jù)，并不代表所有家族企業(yè)的運營結(jié)果，研究結(jié)果可能無法推廣到私有的家族企業(yè)；③本研究主要從CEO權(quán)力的角度展開分析，而在家族企業(yè)不同所有權(quán)配置的情境下產(chǎn)生的結(jié)果不盡一致，進而對家族企業(yè)數(shù)字化戰(zhàn)略也會造成差異性影響。未來研究可以將所有權(quán)配置問題也納入在這一范疇之下。