家族董事配置對家族企業(yè)投資效率的影響

摘 要：針對家族董事配置對家族企業(yè)投資效率的影響問題，采用實(shí)證研究的方法，以2014—2021 年A 股上市家族企業(yè)為研究樣本，分析董事會(huì)家族成員配置對企業(yè)投資效率的影響。研究表明：家族董事超額配置程度越高，企業(yè)非效率投資越少，企業(yè)投資效率越高。家族董事配置不足程度對企業(yè)投資效率沒有顯著影響。兩權(quán)分離程度越高，家族董事超額配置越能夠減少企業(yè)非效率投資，從而提升企業(yè)投資效率；家族董事配置不足不會(huì)顯著影響企業(yè)投資效率。研究結(jié)論為加強(qiáng)家族企業(yè)管理，提高家族企業(yè)投資效率提供參考。

關(guān)鍵詞：家族企業(yè)；家族董事配置；投資效率；兩權(quán)分離

中圖分類號(hào)：F 23 文獻(xiàn)標(biāo)志碼：A 文章編號(hào)：1008-391X（2024）02-0088-08

0 引言

目前中國上市家族企業(yè)董事會(huì)中存在家族成員決策權(quán)與其所有權(quán)不匹配的情況。家族董事會(huì)作為溝通家族成員與非家族成員之間的橋梁，其配置結(jié)構(gòu)一定程度上影響企業(yè)的治理效果。出于家族利益的考慮，股東會(huì)安排較多的家族董事來加強(qiáng)家族對企業(yè)的控制，督促管理層妥善經(jīng)營，減少代理和監(jiān)督成本，從而提高治理效率[1]。

投資是公司價(jià)值增長的重要驅(qū)動(dòng)力，投資效率不僅反映公司資金配置結(jié)構(gòu)是否合理，還體現(xiàn)公司的治理效果。上市公司普遍存在非效率投資行為，股東與管理層的代理問題是兩權(quán)分離制度下導(dǎo)致企業(yè)非效率投資的“誘因”之一[2]。董事會(huì)是代理關(guān)系中雙方權(quán)利人的共同利益相關(guān)者，對企業(yè)投資決策具有重要影響，因此，其配置結(jié)構(gòu)與企業(yè)非效率投資的關(guān)系成為研究家族企業(yè)的重點(diǎn)。

基于家族成員注重共同利益和企業(yè)傳承的觀點(diǎn)，結(jié)合利他主義行為分析家族董事配置與家族企業(yè)投資效率之間的關(guān)系。

1 文獻(xiàn)綜述

有學(xué)者認(rèn)為配置合理的家族董事能夠提升治理效果。BAUWERAERTS 等[3]、于貝貝等[4]認(rèn)為，配置較多家族董事的企業(yè)更能夠調(diào)動(dòng)員工的積極性，通過有效監(jiān)督提高會(huì)計(jì)信息質(zhì)量，減少企業(yè)盈余管理。趙宜一等[5]認(rèn)為，家族成員擔(dān)任非執(zhí)行董事能夠有效提升投資效率。VILLALONGA 等[6]研究指出，董事會(huì)的獨(dú)立性與美國家族企業(yè)績效之間存在正相關(guān)關(guān)系。陳德球等[7]認(rèn)為，超額家族董事配置容易引發(fā)代理沖突，從而產(chǎn)生額外的審計(jì)費(fèi)用。

企業(yè)投資效率影響因素研究方面，呂懷立等[8]研究發(fā)現(xiàn)，大股東合謀對企業(yè)投資過度、投資不足具有促進(jìn)作用，且更容易導(dǎo)致企業(yè)投資過度。王魯平等[9]研究發(fā)現(xiàn)，股權(quán)激勵(lì)可以有效緩解投資過度和投資不足，且不同資本結(jié)構(gòu)對二者的調(diào)節(jié)效應(yīng)不同。張潤宇等[10]分析了債務(wù)融資來源和期限對家族企業(yè)投資活動(dòng)的影響，發(fā)現(xiàn)在融資來源方面，商業(yè)信用、銀行借款和發(fā)行債券均可以顯著提高企業(yè)投資效率。融資期限方面，短期債務(wù)更有利于減少企業(yè)的非效率投資。

在家族董事配置與投資效率的關(guān)系研究方面，楊繼偉等[11]研究發(fā)現(xiàn)，增加董事人數(shù)、提高薪酬均能夠減少過度投資行為。劉星等[12]研究發(fā)現(xiàn)，超額配置家族董事可以提升董事會(huì)治理和決策水平，優(yōu)化資源配置，進(jìn)而提高企業(yè)投資效率。嚴(yán)若森等[13]研究發(fā)現(xiàn)，合理配置家族董事可以提高其社會(huì)情感財(cái)富水平，從而提高企業(yè)投資效率。陳德球等[14]研究發(fā)現(xiàn)，受家族內(nèi)部成員謀求私利動(dòng)機(jī)的影響，家族董事超額配置程度越高，越容易導(dǎo)致企業(yè)非效率投資。

梳理文獻(xiàn)發(fā)現(xiàn)，家族董事配置與企業(yè)投資效率之間的關(guān)系已有一些研究成果，但不夠深入。本文在已有研究的基礎(chǔ)上，基于兩權(quán)分離的視角分析家族董事配置與家族企業(yè)投資效率之間的關(guān)系。

2 理論分析與研究假設(shè)

2.1 家族董事配置與投資效率

與非家族企業(yè)相比，家族企業(yè)更傾向于家族血緣關(guān)系的企業(yè)化，企業(yè)可以任命家族成員監(jiān)督管理層，預(yù)防其侵占資產(chǎn)[15]。當(dāng)董事會(huì)中家族成員比例較高時(shí)，家族成員會(huì)優(yōu)先考慮家族整體利益以及代際傳承能力，在進(jìn)行經(jīng)營管理時(shí)更側(cè)重于企業(yè)的長遠(yuǎn)發(fā)展，以家族利益和企業(yè)利益的最大化為目標(biāo)，更傾向于作出較為科學(xué)且長遠(yuǎn)的投資決策。此外，家族成員普遍存在利他主義思想，家族成員在經(jīng)營管理中不僅考慮自身利益，而且以家族其他成員以及企業(yè)的整體利益為重，追求家族利益的最大化[16]，這與中小股東的投資目標(biāo)基本一致。因此，家族企業(yè)內(nèi)部一般不會(huì)出現(xiàn)尖銳的利益沖突，現(xiàn)有資源將更多用于企業(yè)發(fā)展，進(jìn)而提高資源配置效率。據(jù)此，提出假設(shè)H1a。

假設(shè)H1a：其他條件相同的情況下，家族董事超額配置程度越高，企業(yè)非效率投資越少，企業(yè)投資效率越高。

由于家族成員與董事會(huì)其他成員追求的目標(biāo)利益不同，在作出投資決策時(shí)容易產(chǎn)生不同意見。當(dāng)董事會(huì)中的家族成員配置比例偏低時(shí)，家族董事單方面的意見對投資決策的影響有限。家族成員從家族企業(yè)的長遠(yuǎn)利益考慮，不得不與非家族成員協(xié)商，從而作出與企業(yè)經(jīng)營目標(biāo)基本一致的最終決策。因信息不對稱、利益出發(fā)點(diǎn)不同且溝通成本較高等，最終將形成一個(gè)折中方案[17-18]。企業(yè)進(jìn)行投資決策時(shí)，董事會(huì)成員間的分歧越大，企業(yè)越傾向于較為保守的投資項(xiàng)目。但選擇較為保守的投資項(xiàng)目并不一定會(huì)導(dǎo)致不利的投資結(jié)果。據(jù)此推斷，董事會(huì)家族成員配置比例較小時(shí)，家族董事的治理效果不顯著，企業(yè)可能選擇較為保守的投資項(xiàng)目，但不一定產(chǎn)生更多的非效率投資。據(jù)此，提出假設(shè)H1b。

假設(shè)H1b：其他條件相同的情況下，家族董事配置不足程度對企業(yè)投資效率沒有顯著影響。

2.2 兩權(quán)分離程度、家族董事配置與投資效率

兩權(quán)分離程度是指股東的現(xiàn)金流權(quán)和控制權(quán)不對等的程度，這種不對等來源于實(shí)際控制人對企業(yè)不同的控制方式?？刂茩?quán)私利理論指出，企業(yè)控股股東可能利用隧道效應(yīng)侵占企業(yè)資源并攫取相關(guān)利益，造成企業(yè)資源浪費(fèi)、經(jīng)濟(jì)效率低下[19]。實(shí)際控股股東控制權(quán)越大，對管理層干預(yù)程度越高，越有可能導(dǎo)致利用關(guān)聯(lián)交易等方式侵害其他股東利益的行為[20]。呂長江等[21]研究發(fā)現(xiàn)，實(shí)際控制人兩權(quán)分離程度較大時(shí)，更傾向于通過利益侵占獲得更多財(cái)富來代替將資源用于企業(yè)投資，證實(shí)了最終控制人掏空行為的存在。

家族企業(yè)兩權(quán)分離程度越高，利益關(guān)系就變得更加撲朔迷離，代理問題越突出、“掏空”動(dòng)機(jī)越強(qiáng)[22]。家族企業(yè)控制人很可能為了自身利益作出短期獲益而不利于企業(yè)長遠(yuǎn)發(fā)展的決策，從而形成非效率投資。因此，配置一定比例的家族董事能夠?qū)Q策者進(jìn)行有效監(jiān)督，預(yù)防損害企業(yè)利益的侵占行為。據(jù)此，提出假設(shè)H2。

假設(shè)H2：兩權(quán)分離程度越高，家族董事超額配置越能夠減少企業(yè)非效率投資，從而提升企業(yè)投資效率；家族董事配置不足影響企業(yè)投資效率。

3 研究設(shè)計(jì)

3.1 樣本選取與數(shù)據(jù)來源

以2014—2021 年A 股上市家族企業(yè)為研究樣本，參考趙宜一等[5]、鞏鍵等[23]的研究成果，用以下標(biāo)準(zhǔn)界定家族企業(yè)：企業(yè)實(shí)際控制人是某個(gè)家族或自然人，且為企業(yè)第一大股東，直接或間接持有至少15%的股份；剔除持有現(xiàn)金流權(quán)低于5%的家族企業(yè)；至少存在兩位家族成員（具有親緣、血緣關(guān)系）持有企業(yè)股份或在企業(yè)擔(dān)任職務(wù)。通過國泰安數(shù)據(jù)庫篩選出符合上述條件的家族企業(yè)，剔除ST 類企業(yè)、金融類企業(yè)以及財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)缺失的企業(yè)，經(jīng)過處理后，共得到4 076 條樣本值。使用Stata 軟件進(jìn)行數(shù)據(jù)處理。

3.2 變量選取

（1）被解釋變量

運(yùn)用RICHARDSON 殘差模型來計(jì)算企業(yè)的期望投資效率，殘差模型為

Invt=β0+β1Growtht-1+β2Levt-1+β3Casht-1+β4Laget-1+β5Sizet-1+β6Rett-1+β7Invt-1+∑Year+∑Ind+ε， （1）

式中：Invt 為第t 期企業(yè)的期望投資效率。以下均取第t-1 期的企業(yè)數(shù)據(jù)：Inv 為企業(yè)的投資效率；Growth 為營業(yè)收入增長率；Lev 為資產(chǎn)負(fù)債率；Cash 為現(xiàn)金持有量；Lage 為上市年限；Size 為企業(yè)規(guī)模；Ret 為股票回報(bào)率。Year、Ind 為虛擬變量，分別控制年度與行業(yè)效應(yīng)；ε 為殘差，代表企業(yè)實(shí)際投資效率偏離期望投資效率的程度。

用殘差ε的絕對值R_Inv 來表示企業(yè)非效率投資，以此衡量企業(yè)的投資效率。非效率投資越少，表明企業(yè)投資效率越高。O_Inv 表示企業(yè)投資過度；U_Inv 表示企業(yè)投資不足。

（2）解釋變量

家族董事超額配置Efb、家族董事配置不足Ufb，采用董事會(huì)中家族董事成員占比與家族持股比例之差衡量家族董事配置程度，若大于0，為家族董事超額配置；若小于0，為家族董事配置不足。

（3）調(diào)節(jié)變量

兩權(quán)分離程度Sepre，將其定義為家族企業(yè)控制權(quán)與現(xiàn)金流權(quán)之差。

（4）控制變量

選取以下8 個(gè)控制變量：自由現(xiàn)金流Fcf、機(jī)構(gòu)持股比例Inst、獨(dú)立董事比例Indr、股票回報(bào)率Ret、企業(yè)負(fù)債率Lev、董事會(huì)人數(shù)Bd、家族CEO 情況Fceo、企業(yè)規(guī)模Size。

變量定義見表1。

3.3 模型構(gòu)建

為驗(yàn)證假設(shè)H1a、假設(shè)H1b，構(gòu)建模型（2）、模型（3）為

R _ Inv＝α0＋α1Efb+α2Controls+∑Year+α∑Ind+ε， （2）

R _ Inv＝α0＋α1Ufb+α2Controls+∑Year+α∑Ind+ε。 （3）

為驗(yàn)證假設(shè)H2，構(gòu)建模型（4）、模型（5）

R _ Inv＝α0＋α1Efb+α2Sepre+α3Efb×Spera+α4Controls+∑Year+∑Ind+ε， （4）

R _ Inv＝α0＋α1Ufb+α2Sepre+α3Ufb×Spera+α4Controls+∑Year+∑Ind+ε， （5）

式（2）～式（5）中：α 0 為常數(shù)； αi （i=1，2，?，4）為回歸系數(shù)；R_Inv 為企業(yè)非效率投資，用投資過度O_Inv、投資不足U_Inv 衡量；Efb 為家族董事超額配置；Ufb為家族董事配置不足；Sepre 為兩權(quán)分離程度；Efb×Sepre 為家族董事超額配置Efb與兩權(quán)分離程度Sepre的交互項(xiàng)；Ufb×Sepre為家族董事配置不足Ufb 與兩權(quán)分離程度Sepre 的交互項(xiàng)；Conrols 為控制變量；Year、Ind 為虛擬變量，分別控制年度與行業(yè)效應(yīng)；ε 為殘差。

4 實(shí)證檢驗(yàn)

4.1 描述性統(tǒng)計(jì)分析

變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果見表2。由表2可知，非效率投資R_Inv 的最小值為0，最大值為0.210；1 630 個(gè)樣本企業(yè)投資過度，2 446 個(gè)樣本企業(yè)投資不足。表明樣本企業(yè)中普遍存在非效率投資，且大部分表現(xiàn)為投資不足。1 158 個(gè)樣本企業(yè)家族董事超額配置，2 918 個(gè)樣本企業(yè)家族董事配置不足，表明樣本企業(yè)的家族董事配置差異較大。兩權(quán)分離程度Sepre 的最大值為0.452，最小值為-0.076，表明樣本企業(yè)的兩權(quán)分離程度差異較大，多數(shù)樣本企業(yè)具有超額控制權(quán)。

4.2 相關(guān)性分析

變量間相關(guān)系數(shù)見表3。由表3 可知，家族董事超額配置Efb 與非效率投資R_Inv負(fù)相關(guān)，相關(guān)系數(shù)為-0.047，在5%的水平上顯著，表明家族董事超額配置程度越高，企業(yè)的非效率投資越少，企業(yè)投資效率越高，初步驗(yàn)證了假設(shè)H1a。家族董事配置不足Ufb與非效率投資R_Inv 負(fù)相關(guān)，回歸系數(shù)為-0.029，不顯著，表明家族董事配置不足程度對企業(yè)投資效率沒有顯著影響，初步驗(yàn)證了假設(shè)H1b。

4.3 回歸分析

為進(jìn)一步分析家族董事配置與投資效率的關(guān)系，利用模型（2）、模型（3）從投資過度、投資不足兩個(gè)方面分別進(jìn)行回歸分析，結(jié)果見表4。

由表4 可知，模型（2）中家族董事超額配置Efb 與投資過度O_Inv 負(fù)相關(guān)，回歸系數(shù)為-0.109，在5%的水平上顯著，表明家族董事超額配置Efb 程度越高，企業(yè)非效率投資越少，企業(yè)投資效率越高。家族董事超額配置Efb 與投資不足U_Inv 負(fù)相關(guān)，回歸系數(shù)為-0.047，但不顯著，假設(shè)H1a 得到驗(yàn)證。模型（3）中家族董事配置不足Ufb 與投資過度O_Inv 負(fù)相關(guān)，回歸系數(shù)為-0.017，不顯著。家族董事配置不足Ufb 與投資不足U_Inv 正相關(guān)，回歸系數(shù)為0.008，不顯著。表明家族董事配置不足程度不會(huì)對企業(yè)投資效率產(chǎn)生顯著影響，假設(shè)H1b 得到驗(yàn)證。

考慮兩權(quán)分離程度的影響后，利用模型（4）、模型（5）分別對家族董事配置與投資過度、投資不足進(jìn)行回歸分析，結(jié)果見表5。由表5 可知，模型（4）中兩權(quán)分離程度Sepre與投資過度O_Inv 負(fù)相關(guān)，回歸系數(shù)為-0.093，在10%的水平上顯著。家族董事超額配置Efb 與兩權(quán)分離程度Sepre 的交互項(xiàng)Efb×Sepre 與投資過度O_Inv 負(fù)相關(guān)，回歸系數(shù)為-0.135，在5%的水平上顯著。兩權(quán)分離程度Sepre 與投資不足U_Inv 負(fù)相關(guān)，回歸系數(shù)為-0.052，在10%的水平上顯著。家族董事超額配置Efb 與兩權(quán)分離程度Sepre 的交互項(xiàng)Efb×Sepre 與投資不足U_Inv 負(fù)相關(guān)，回歸系數(shù)為-0.098，在5%的水平上顯著。表明兩權(quán)分離程度會(huì)增強(qiáng)家族董事超額配置對投資過度、投資不足的負(fù)向影響，即兩權(quán)分離程度越高，家族董事超額配置越能夠減少企業(yè)非效率投資，從而提升企業(yè)投資效率。模型（5）中兩權(quán)分離程度Sepre 與投資過度O_Inv、投資不足U_Inv 均為正相關(guān)，但均不顯著。家族董事配置不足Ufb 與兩權(quán)分離程度Sepre 的交互項(xiàng)Ufb×Sepre 與投資過度O_Inv、投資不足U_Inv 均為正相關(guān)，但均不顯著。表明家族董事配置不足不會(huì)顯著影響企業(yè)投資效率。

綜上，假設(shè)H2 得到驗(yàn)證。

5 結(jié)論與啟示

5.1 結(jié)論

以2014—2021 年A 股上市家族企業(yè)為研究樣本，分析家族董事配置對企業(yè)投資效率的影響，得出如下結(jié)論。家族董事超額配置能夠提高企業(yè)投資效率，且主要表現(xiàn)為抑制投資過度。進(jìn)一步考慮兩權(quán)分離程度的影響發(fā)現(xiàn)，兩權(quán)分離程度越高，家族董事超額配置越能夠減少企業(yè)非效率投資，從而提升企業(yè)投資效率；家族董事配置不足不會(huì)顯著影響企業(yè)投資效率。

5.2 啟示

（1）在家族企業(yè)董事會(huì)中，家族成員為了追求有利于企業(yè)發(fā)展、長期獲利的投資項(xiàng)目能夠放棄短期利益，從而提升企業(yè)投資效率，即企業(yè)可以通過合理配置家族董事完善董事會(huì)結(jié)構(gòu)，優(yōu)化資本配置。

（2）中國家族企業(yè)應(yīng)進(jìn)一步加強(qiáng)企業(yè)文化建設(shè)，注重培養(yǎng)家族成員的利他主義精神，使家族成員更注重家族財(cái)富積累，明確家族傳承的重要意義。同時(shí)使董事會(huì)中非家族成員認(rèn)識(shí)到其與家族成員是利益共同體，從而保持和諧的合作關(guān)系，降低其掏空意愿。

（3）當(dāng)企業(yè)兩權(quán)分離程度增大時(shí)，可以通過提高董事會(huì)中家族成員的配置比例來提升治理效果，發(fā)揮補(bǔ)充性治理作用。良好的企業(yè)治理環(huán)境和治理效果能夠向外界傳遞積極信號(hào)，促進(jìn)家族企業(yè)持續(xù)健康發(fā)展。

參考文獻(xiàn)：

[1]陳德球，楊佳欣，董志勇.家族控制、職業(yè)化經(jīng)營與公司治理效率——來自CEO 變更的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)[J].南開管理評論，2013，16（4）：55-67.

[2]羅付巖，沈中華.股權(quán)激勵(lì)、代理成本與企業(yè)投資效率[J].財(cái)貿(mào)研究，2013，24（2）：146-156.

[3]BAUWERAERTS J， COLOT O.Exploring nonlinear effects"of family involvement in the board on entrepreneurial orientation[J].Journal of Business Research，2017，70（1）：185-192.

[4]于貝貝，黃瓊宇，王秋月.家族成員涉入董事會(huì)與盈余管理行為[J].財(cái)會(huì)通訊，2019（21）：106-110.

[5]趙宜一，呂長江.家族成員在董事會(huì)中的角色研究——基于家族非執(zhí)行董事的視角[J].管理世界，2017（9）：155-165.

[6]VILLALONGA B，AMIT R.Governance of family firms[J].Annual Review of Financial Economics，2015，7（1）：635-654.

[7]陳德球，葉陳剛，李楠.控制權(quán)配置、代理沖突與審計(jì)供求——來自中國家族上市公司的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)[J].審計(jì)研究，2011（5）：57-64.

[8]呂懷立，李婉麗.多個(gè)大股東是否具有合謀動(dòng)機(jī)？——基于家族企業(yè)非效率投資視角[J].管理評論，2015，27（11）：107-117，191.

[9]王魯平，白銀轉(zhuǎn)，王茵田.股權(quán)激勵(lì)對投資效率的影響——基于上市家族企業(yè)的經(jīng)驗(yàn)分析[J].系統(tǒng)工程，2018，36（8）：37-50.

[10]張潤宇，余明陽.社會(huì)資本、債務(wù)約束與非效率投資——基于中國上市家族企業(yè)數(shù)據(jù)的分析[J].管理評論，2020，32（12）：61-77.

[11]楊繼偉，龐瑞博.產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、董事會(huì)治理與過度投資[J].財(cái)會(huì)月刊，2016（11）：3-6.

[12]劉星，蘇春，邵歡.家族董事席位配置偏好影響企業(yè)投資效率嗎[J].南開管理評論，2020，23（4）：131-141.

[13]嚴(yán)若森，張志健.家族超額控制對企業(yè)投資效率的影響研究——基于社會(huì)情感財(cái)富的分析視角[J].武漢大學(xué)學(xué)報(bào)（哲學(xué)社會(huì)科學(xué)版），2016，69（2）：55-63.

[14]陳德球，李思飛，雷光勇.政府治理、控制權(quán)結(jié)構(gòu)與投資決策——基于家族上市公司的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)[J].金融研究，2012（3）：124-138.

[15]趙貞.創(chuàng)業(yè)家董事長、控制權(quán)結(jié)構(gòu)與公司投資決策[J].北京工商大學(xué)學(xué)報(bào)（社會(huì)科學(xué)版），2015，30（5）：66-74.

[16]CAI H B，LI H B，ALBERT P，et al.Family ties and"organizational design：evidence from Chineseprivate firms[J].The Review of Economics and Statistics，2013，95（3）：850-867.

[17]孟焰，賴建陽.董事來源異質(zhì)性對風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)的影響研究[J].會(huì)計(jì)研究，2019，（7）：35-42.

[18]WANG C J.Board size and firm risk-taking[J].Review of Quantitative Finance and Accounting，2012，38（4）：519-542.

[19]唐清泉，羅黨論，王莉.大股東的隧道挖掘與制衡力量——來自中國市場的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)[J].中國會(huì)計(jì)評論，2005（1）：63-86.

[20]徐維隆，牟衛(wèi)衛(wèi)，鄭毅.終極控制權(quán)與企業(yè)創(chuàng)新：高管股權(quán)激勵(lì)視角[J].遼寧工程技術(shù)大學(xué)學(xué)報(bào)（社會(huì)科學(xué)版），2018，20（5）：370-377.

[21]呂長江，肖成民.民營上市公司所有權(quán)安排與掏空行為——基于陽光集團(tuán)的案例研究[J].管理世界，2006（10）：128-138.

[22]陳曉紅，尹哲，吳旭雷.“金字塔結(jié)構(gòu)”、家族控制與企業(yè)價(jià)值——基于滬深股市的實(shí)證分析[J].南開管理評論，2007（5）：47-54.

[23]鞏鍵，陳凌，王健茜，等.從眾還是獨(dú)具一格？ ——中國家族企業(yè)戰(zhàn)略趨同的實(shí)證研究[J].管理世界， 2016（11）：110-124，188.

基金項(xiàng)目：遼寧省財(cái)政科研基金項(xiàng)目（20D005）