开放科学(资源服务)标识码(OSID)：
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民营企业在世界经济领域有着举足轻重的地位，也是创造“中国奇迹”的关键力量[1]。《2018年全球家族企业调研——中国报告》指出，截至2017年底，我国民营企业数量已超过2 700万家，其中，家族企业占大多数[2]。家族企业的所有权掌握在以血缘、亲缘关系为纽带的家族企业管理层手中，这种特殊性使得其组织形态有别于其它企业。近年来，为获得核心竞争力，谋求长久生存和发展，家族企业正在积极响应国家创新驱动发展战略，推进结构调整，升级产业体系。因此，家族企业管理层行为究竟是促进创新还是阻碍创新，已在全球范围内引起了学者的深入研究和广泛讨论。一些研究表明，家族企业特别具有创新性，因为创新与更高的业绩及长期生存相关[3,4]。也有研究表明，家族企业的创新程度较低，出于保护世世代代延续的古老传统的强烈愿望，家族企业再投资时可能回避有风险的创新活动[5,6]。这两种相悖的观点更加引起了学界的兴趣，如陈建林等[7]对相关文献进行梳理，归纳出家族企业创新3个领域的研究成果：家族企业创新投入、家族企业创新产出、家族企业创新的影响因素，对家族企业创新争论产生的原因进行了分析；Irmak等[8]从家族印记的视角探究了家族企业如何平衡保护传统与锐意创新之间的关系以提高企业竞争力；Diaz等[9]对爱尔兰5家创新型和跨代创业家族企业进行了深入的案例分析，从跨代视角研究多代家族企业如何进行创新。
随着对家族企业管理层研究的增多，越来越多的国外学者开始关注家族参与管理的作用。有些学者认为家族参与管理可以提高管理水平，对企业绩效表现有正向积极作用。如Hoffmann等[10]通过对德国201家私有家族企业的实证分析发现，家族参与管理会促进企业创新活动开展，有利于企业创新绩效水平提高；Julio等[11]对西班牙551家中小家族企业进行实证研究，认为家族参与管理可以提高家族管理者的个人能力以及增加企业创新投入，从而对企业绩效产生正向积极影响。但是，也有学者对家族参与管理产生的影响持有不同看法，如Danny等[12]认为，当家族管理者将家族利益置于家族企业利益之上时，可能损害企业，导致企业绩效下降；Marianne &Schoar[13]指出，裙带关系和家族管理者的利他主义都会对家族企业创新绩效产生不利影响。因此，现有研究大多认为家族参与管理对企业创新绩效呈现出简单的正向或者负向的单向关系，忽视了家族参与管理的复杂条件等。
CEO在家族企业管理层扮演重要角色，一般来源于家族人员、企业内部提拔和外部招聘，在企业中拥有最终的执行权力。家族企业所有权和地位赋予了CEO长时间留在工作岗位的权力，CEO长期任职会使他们更加谨慎地看待有风险的投资和危险收购，同时加强管理，坚持不懈地保护家族企业资源[14]。以往研究大多直接检验CEO长期任职与企业创新绩效之间的关系，缺乏对其任职过程本身的关注，CEO长期任职对家族企业创新绩效有着怎样的影响？即CEO长期任职影响企业创新绩效的中介机制是什么？该中介作用如何得到增强？这些问题仍需深入探讨。当家族企业长期任职的CEO拥有长期导向时，他们的决策需要在一定的时间延迟后才能实现[15]，所以，本文认为长期任职的CEO在引起长期导向的情况下，可能对企业创新绩效的影响更加凸显。
组织惯例是指导组织成员行为的标准、规范、准则,是组织所有规则的总称,包括组织规则、组织条例、组织结构、组织行为、组织文化等方面的内容[16]。在家族企业相关研究中，很多学者都认为家族企业内部存在组织惯例，并且指导企业行为。基于共同历史和做法的惯例与仪式有助于将家族成员联系起来，在各代人之间建立联系，创造团结[17]；此外，在家族企业中，创始人在创立阶段确立的信念和做法已成为惯例，影响家族管理者参与企业决策的过程[18]。所以，企业内部组织惯例对家族企业管理层行为具有一定影响。
基于上述分析，本研究以家族企业为样本，将家族企业管理层划分为家族参与管理和CEO长期任职两个维度，并分别探索二者对创新绩效的影响机制及其影响因素，推进家族企业、CEO以及组织惯例等相关研究。
社会情感财富(Socioemotional Wealth,SEW)是指家族凭借其所有者、决策者和管理者的身份从家族企业获得的非经济收益，具体包括行使权力的能力，满足归属、情感和亲情需要，在企业内部长久保持家族价值观，维系家族控制，保全家族社会资本，履行基于血缘关系的家族义务，以利他主义对待家族成员[19]。家族人员作为管理者管理公司是“家族社会情感财富的共同源泉”，因为他们的存在对家族企业有直接影响[20]。所以，保护SEW与家族对企业的控制密切相关，一旦家族放松对企业的控制，就有可能危及其SEW，如家族成员间亲情淡化、矛盾增多、家族地位下降、家族期望无法得到满足等。
为了保护家族的SEW，家族成员可能倾向于控制企业。Duran[21]认为，家族管理者拒绝对创新进行大量投资，因为创新投入往往无法在内部进行，需要外部资本参与，在放弃对公司的控制时，可能冒着损害社会情感财富的风险；家族管理者意识到，要在不断变化的环境中获得业绩，就必须果断地押注其技术创新成果，这样他们可能会承担更多风险，并危及其社会情感禀赋的保存[22]。总之，家族参与管理对企业创新绩效有一定影响。此外，CEO在家族企业管理层中扮演着重要角色，为了维护家族企业的社会情感财富，CEO通常会在企业中长期任职。而拥有CEO的家族企业对创新的投资较少，但创新投入向产出的转换率增加，最终创新产出高于其它企业[21]。当CEO长期任职时，会更加关注家族企业未来发展，重视对企业的长期投资。所以，在长期导向下，长期任职的家族企业CEO会影响企业创新绩效。组织惯例存在于组织各个环节，家族企业也不例外。在家族企业中组织惯例可能是一种印记、信念、做法等，指导家族企业的各种行为[18]。因此，本文认为组织惯例分别影响家族参与管理和长期导向对创新绩效的作用。
综上，本文从家族企业管理层视角认为家族参与管理和企业创新绩效存在紧密复杂的关系；长期任职的CEO具有长期导向时会对企业创新绩效有一定影响；惯例对它们的影响具有调节作用。据此，本文提出理论模型，如图1所示。
图1 研究模型
家族参与管理对企业创新绩效的提高有积极正向作用。首先，家族企业不会一昧规避风险、拒绝创新，为了企业持续经营和出于保护社会情感财富的目的，会积极进行创新[22]。尤其当家族成员担任高层管理者时，他们与企业的联系紧密，感情粘稠，利益相关，因而更加精明能干，对企业的风吹草动更加敏感，个人管理能力显著提高[11]。所以，在积极创新的大环境下，家族企业管理者对企业创新发展更加关注，从而增加研发投入。而更多创新活动的开展意味着需要家族企业管理者与外界进行频繁接触和交流，一方面，这有利于企业人员学习新知识，管理者获得新的管理技能，为企业带来新工艺和新技术[23]；另一方面，在与外界交流或者与其它企业联盟合作学习过程中，有利于企业获得独特的社会资源和支持。这都有利于提高企业创新绩效。
代理理论认为，家族成员参与家族企业管理，担任高层管理者，会降低企业管理成本，从而提高公司业绩[24]。此外，出于培养接班人以及可持续发展的考虑，家族成员在家族企业高层管理团队中的存在可能有助于培养长期导向[25]。而这种长期导向使得企业管理者与所有者目标一致，有助于降低监督和奖励制度的管理成本，也有利于提高家族企业决策效率以及决策科学性，从而提高公司创新绩效。
随着家族参与管理程度的提高，对家族企业创新绩效有负面影响。社会情感财富(SEW)主要通过家族关系影响家族企业的代理合约。有研究表明，家族关系对代理合约的影响体现在家族高管的任期通常比非家族高管长，而且担任管理职务的家族成员即使失职也会因家族关系而免于担责，即“管理者堑壕”(managerial nrenchment)效应[26]。因此，随着家族成员越来越多地“涌进”企业各个管理层，将更加凸显家族成员担任管理者的弊端。一方面，家族管理者相较于非家族管理者而言往往更缺乏管理才能，不利于企业管理创新变革；另一方面，家族成员之间越来越繁杂的“裙带关系”和出于对家族成员的感情依赖都会使得家族管理人员对家族成员的行为表现出不求回报的利他主义[13]。无论是为了降低管理成本还是碍于“裙带关系”，抑或为下一代接班人培养得力助手，家族企业均更加倾向于内部提拔而非外部招聘，从而减少了非家族成员的自由酌处权。这些都不利于企业创新活动的投入和产出，反而成为企业的负担和忧患。
“齐家治国平天下”、“家和万事兴”也是家族企业所追寻的，但事实上家族参与管理到达一定程度，将不可避免地在管理层出现各种矛盾，比如利益分配不均、多头领导以及内部滋生腐败行为等。当参与程度较低时，家族企业内部可以有意避免和忽视家族内部冲突，但是，当参与程度累积到一定水平时，这些问题随时可能爆发。据《2018年全球家族企业调研——中国报告》显示，并未发生内部冲突的家族企业低于全球平均值，而报告认为基于强调家庭和睦的传统儒家价值观，中国家族企业不像全球其他家族企业那样坦然承认家族内部存在矛盾冲突[2]，而许多内地家族企业为了维护名声而倾向于回避家族成员之间的矛盾冲突。家族人员都身负要职一旦管理层出现问题，对企业来说有可能是致命的伤害。总之，随着家族参与管理程度的提高，不仅不利于企业创新活动的开展，还可能增加企业管理成本，对企业创新绩效也有着负面影响，最终可能使企业步入僵化局面。
综上分析，本文认为家族参与管理程度对企业创新绩效不是简单的单向影响，而是存在更为复杂的关系。首先，家族企业人员参与管理，可以使管理者更加专注自己的角色，提高管理水平，降低家族企业管理费用，从而将更多资源投入到研发中；随着研发投入的增加，家族企业与外部接触也越来越频繁，就有可能为企业带来更多新技术和新产品，从而提高企业创新绩效水平。随着家族参与管理程度的提高，一方面不利于企业吸引外部人才，不能为企业注入新鲜的血液和活力，不利于企业创新发展；另一方面，复杂的“裙带关系”和累积的家族内部冲突都会降低企业管理水平，增加管理成本，最终对创新绩效造成不利影响。据此，本文提出如下假设：
H1：家族参与管理与企业创新绩效之间呈倒“U”型关系。
Block[27]研究家族企业长期导向，从投资观的视角通过举例对长期导向的定义作出解释:若某决策的成本和收益发生在不同时期，则在其它条件相同的情况下，有更高水平长期导向的企业会比其它企业采用更低的贴现率评估未来回报。这意味着有长期导向的企业相比其它企业认为未来回报的现值更大，而且，有长期导向的企业会将更多资源投入到长期项目中(如研发等)，而不管从经济角度看是不是最好的决策。基于这种考虑，家族企业往往赋予许多家族CEO长时间留在工作岗位的权力，这些高管也可能有动力在下一代准备接手之前继续任职。本着更积极主动的精神，长期任职可能会鼓励长期项目投资，如基础设施建设和研发，采取长期导向战略[28]。此外，长期任职也会加深企业高管对企业业务的了解和认识，减少未来现金流量的不确定性，从而长期投资。总之，家族企业CEO长期任职会促使其将眼光放远，具有高水平的长期导向。据此，本文提出如下假设：
H2：家族企业CEO长期任职将对长期导向的形成有积极正向影响。
在CEO任期较短的情况下，他们为了在最短时间内做出成绩或者证明自己，可能会引入有风险的短期权宜之计(例如缩小规模)来改善季度数据。虽然这种权宜之计可以降低成本，但也会打击士气，侵蚀公司的人力资本和知识基础。此外短期任职也可能使执行官为了增加薪酬而肆意削减成本，虚增利润，不顾企业长期发展[29]。而CEO长期任职将促使他们对企业采取有远见、有管理眼光的战略，不轻易冒险[30]，同时也会增加CEO对家族企业业务的了解，促使其积极投资长期项目。
即使CEO长期任职下，如果缺乏长期导向，也会使得他们不能用发展的眼光经营管理企业，甚至陷入谋取私利和巩固势力的漩涡之中，导致企业僵化或破产。而长期导向战略部署可以加强家族企业CEO长期任职的管理优势，使管理者与企业长期发展目标一致[15]。出于企业可持续发展的考虑，一致的发展目标会使管理者增加对长期项目的投资，如基础设施建设和研发，从而提高企业创新绩效[28]。此外，长期导向还可以减少长期任职的CEO对家族企业的负面影响。总之，本文认为家族企业长期导向可能是CEO长期任职与企业创新绩效之间的重要中介机制，这种观点的提出有助于更好地理解CEO长期任职如何对家族企业创新绩效产生影响。基于此，本文提出如下假设：
H3：长期导向在CEO长期任职与家族企业创新绩效间起中介作用。
组织惯例是理解组织变革和学习、创新、战略柔性、知识转移等一系列组织现象的核心，也是当前许多被广泛接受的组织和战略理论的重要解释机制[31]。Dosi等[32]认为惯例是组织的重复活动，这种重复活动是潜意识的行为，与组织其它资源一起构成组织的潜在能力。此外，国内外很多研究家族企业的学者也普遍认为家族企业内部存在组织惯例，这种组织惯例可能是家族企业创始人在创立阶段确立的信念和做法，或是一种代代相传的文化[8]。综上，组织惯例必然对家族参与管理、长期导向与创新绩效的关系产生重要影响。
传统即“有意识地传递信仰和实践，表达对共同过去的认同”[17]。传统对公司的长期发展来说至关重要，尤其是对家族企业来说，传统不仅有助于延续家族的信仰和做法，还可以基于共同的历史和惯例促进家族成员加强交流，在各代人之间建立紧密联系。而且，家族企业中，创始人在创立阶段确立的信念和做法已成为惯例，影响下一代参与企业的决策过程[18]。尤其企业初创时期，家族管理程度较低，需要更多地借鉴前人的做法，以规避对企业控制不足带来的风险。这时存在于家族企业内部的惯例指导家族管理者的创新行为和战略决策，不断积累其它企业无法复制的独特优势，有利于促进企业创新绩效提高。而随着组织惯例强度的增加，家族内部的信念和做法日趋固化，不仅不利于企业创新活动的开展，还可能增加企业管理成本(遵循以往管理模式)，从而强化家族参与管理对创新绩效的抑制作用。Aaltonen等[33]认为随着组织复杂程度的提高，惯例往往促使企业产生较强的路径依赖性，而这种“较强的路径依赖性”将阻碍家族企业将技术创新转化为绩效，最终导致家族企业很难超越竞争对手。
家族企业有独特的优势可以进行长期投资，往往有着较高水平的长期导向。对家族企业CEO来说，即使企业面临高失败风险，家族CEO的任期通常也比非家族CEO长7年[34]。CEO长期任职往往与企业的长期导向相关，出于规避风险的考虑，家族企业会利用其对企业的影响赋予CEO一定的权利，例如长期任职、自主决策等；而长期任职的CEO出于个人薪酬、家族企业SEW和长期发展的考虑，会更倾向于进行长期投资，确立长期目标。基于长期发展视角，家族参与管理下赋予CEO长期任职的权利可能导致持久的路径依赖关系，这种组织惯例不容易被竞争对手复制，容易产生竞争优势[10]，如加强研发投入、基础建设等，提高创新水平，提升企业创新绩效。
综上，本文认为家族企业内部的组织惯例分别调节家族参与管理和长期导向对创新绩效的作用，并据此提出以下假设：
H4a：组织惯例正向调节家族参与管理对创新绩效的影响；
H4b：组织惯例正向调节长期导向对创新绩效的影响。
本文以2018年浙皖两省上市民营企业中非金融保险类家族企业为研究对象，参照王琨和徐艳萍[35]以及赵晶和孟维烜[36]的研究，将符合以下条件的企业定义为家族企业：直接或间接持有公司的最终控制人必须是被投资上市公司的第一大股东；家族作为企业的第一大股东并直接或间接持股比例大于等于25%。为确保样本的有效性和准确性，在符合上述两个条件的样本中再剔除ST类公司以及数据缺失较多或数据极端样本。对符合以上要求的289家上市民营家族企业进行问卷调查，共发放问卷630份，回收有效问卷343份，有效回收率54.44%。在289个家族企业样本中，浙江省占80.26%，安徽省占19.74%；在样本家族企业中以制造业为主，占78.26%，其余家族企业主要分布在农林、房地产和建筑等行业。除此之外，2018年国泰安(CSMAR)数据库以及团队前期研究成果(《安徽省工商联2018年上规模民营企业经营情况调研项目》)提供了主要的数据支持。
(1)被解释变量：创新绩效(Innovation Performance,IP)。在既有研究中尚未形成统一公认的衡量标准，主要有客观的专利数量测量以及主观问卷测量两种。本文考虑到家族企业主观测量更加凸显该测量方法的局限性，而企业创新水平与家族企业专利申请数量联系更加紧密、客观，因此，借鉴曹伟等[37]的研究，采用专利申请数量(家族企业在t年内专利申请数加1后再取对数)作为度量指标。
(2)解释变量：家族参与管理(Family Involvement in Management,FIM)。借鉴Sciascia[38]的研究，以家族企业管理者中家族人员所占百分比测量，0%、0～25%、26%～50%、51%～75%、75%以上分别编码1～5；CEO长期任职(CEO's Long-term Employment,CEOT)，借鉴江宇博[39]的研究，如果CEO至少任职4年以上则命值为1，反之则命值为0。
(3)调节变量：组织惯例(Organizational Routines,OR)。借鉴孙春玲等[40]对组织惯例的测量量表，家族企业受特定惯例的影响，管理者不会只考虑自身利益，也会考虑家族利益。本文对原有量表进行改编，以李克特5级量表对组织惯例进行测量，其中，1表示“非常不同意”，5表示“非常同意”。具体包含以下5个题项：家族企业管理者工作的时候会参考前人的做事方式；家族企业管理者做决策时会考虑家族对以往相似问题的处理；家族企业管理者工作中的很多知识和技术都是通过行动学习领悟到的；家族企业管理者一般的工作任务不是完全说明的，而是由一些“游戏规则”决定的；家族企业的文化包含企业运作方式等有价值的思想。该量表的Cronbach′s α值为0.806，具有良好的信度。
(4)中介变量：长期导向(Long-term Orientation,LTO)。其定义不一导致其有多种测量形式。结合本文对长期导向的定义，参考Block[27]的测量方式，采用家族企业研发支出占总资产的比重衡量。
(5)控制变量。借鉴杜善重和汤莉[41]以及杜善重和李卓[42]的研究，从管理者角度和家族企业治理角度分别提出以下控制变量：管理者角度：两职合一(Dua，董事长与总经理两职合一记为1，两职分离记为0)；独立董事比例(Indep，独立董事数量/全体董事数量)；董事会规模(Bsize ln，董事会人数)。家族企业治理角度：企业规模(Asset，企业资产总计的自然对数)；冗余资源(Slack，(销售费用+管理费用+财务费用)/营业收入)；企业年龄(Lnage，企业成立天数的自然对数)。
在假设检验之前，需要初步检验变量的两两相关性，结果见表1。本文相关系数由-0.461到0.511不等，且绝对值均低于0.7的临界值，另外，经方差膨胀因子(variance inflation factor VIF)检验发现最高值为3.809，所有值均小于10，表明多重共线性问题并不严重，对后续分析影响不大。此外，家族参与管理(r=0.329,p<0.01)、组织惯例(r=0.490,p<0.01)、CEO长期任职(r=0.511,p<0.01)、LTO(r=0.309,p<0.01)的系数均大于0且p值均小于0.01。因此，家族参与管理和组织惯例分别与创新绩效显著正相关，CEO长期任职、组织惯例以及LTO分别与创新绩效显著正相关，以上结果为假设验证提供了初步证据。
表1 变量描述性统计与相关系数
变量1234567891011Asset1 Slack0.454**1 Lnage-0.265**-0.217**1 Indep-0.430**-0.428**0.0821 Dua0.080.117*-0.157**-0.051 Bsize -0.389**-0.180**-0.216**-0.066-0.151* 1 FIM0.167**0.085-0.242**-0.132*0.035-0.134*1 CEOT0.161**0.264**-0.345**-0.1060.049-0.338**0.246**1 LTO0.204**0.108-0.132*-0.0940.039-0.376**0.0910.233**1 OR0.257**0.218**-0.300**-0.242**0.226**-0.461**0.410**0.483**0.342**1 IP0.230**0.175**-0.359**-0.128*0.260**-0.299**0.329**0.511**0.309**0.490**1平均值2.92.873.232.920.472.113.233.123.313.3543.1标准偏差1.3991.3841.5581.2610.50.8020.8230.6530.9830.5900.786
注：*表示P<0.050；**表示P<0.010；***表示P<0.001；数据来源：问卷、国泰安数据库，下同
为了方便理论假设检验，本文对模型进行拆分，第一部分(H1,H4a)倒“U”关系层级回归共6个模型，结果如表2所示；第二部分(H2,H3,H4b)有调节的中介层级回归共9个模型，结果如表3、表5所示。根据Hayes[41]的建议，为使方程系数更具解释意义，对涉及调节效应模型的自变量与调节变量进行标准化处理，交乘项由标准化后的变量的乘积生成。
(1)倒“U”部分检验。首先检验第一部分(H1,H4a)共6个模型，层级回归结果如表2所示，其中，模型1包括所有控制变量；模型2、3、4、5、6中依次加入解释变量一次项、调节变量、解释变量的二次项FIM×FIM、解释变量和调节变量的交互项FIM×OR、解释变量二次项和调节变量的交互项FIM×FIM×OR。
家族参与管理(FIM)对创新绩效(IP)的影响。从表2中模型2可以看出，家族参与管理对创新绩效有显著正向影响(β=0.173,p<0.01)；模型4加入家族参与管理二次项后，家族参与管理程度对创新绩效有显著的倒“U”型影响(β=0.151，p<0.01；β=-0.116，p<0.05)。以上结果在模型5考虑组织惯例的调节效应之后仍然非常稳健，由此，假设H1得到验证。
组织惯例的调节效应。在表2模型5中，家族参与管理一次项与组织惯例的交互项(FIM×OR)对创新绩效有显著正向影响(β=0.089,p<0.05)。因此，组织惯例正向调节家族参与管理和创新绩效的关系，随着组织惯例的增强，家族参与管理程度对创新绩效的影响增大。在表2模型6中加入家族参与管理二次项与组织惯例的交互项，回归显示，解释变量二次项与调节变量交互项(FIM×FIM×OR)并不显著。因此，组织惯例并不曲线调节家族参与管理与创新绩效的关系，由此，假设H4a得到验证。
表2 层级回归分析结果
变量创新绩效模型1模型2模型3模型4模型5模型6Asset-0.149*-0.139*-0.089-0.109-0.11-0.111Slack-0.039-0.025-0.018-0.007-0.007-0.007Lnage-0.472***-0.416***-0.342***-0.337***-0.333***-0.334*Indep-0.193**-0.161**-0.1-0.092-0.084-0.084***Dua0.12*0.13*0.121*0.124*0.1240.124**Bsize-0.461***-0.415***-0.304***-0.29***-0.279***-0.28*FIM0.173**0.136*0.151**0.15**0.149**OR0.167*0.185**0.169*0.166FIM×FIM-0.116*-0.139**-0.138FIM×OR0.089*0.087FIM×FIM×OR0.006R20.3220.3480.3610.3730.380.38ΔR20.3220.0260.0130.0120.0070
(2)有调节的中介检验。中介作用检验。本文采用层级回归分析方法进行假设检验(如表3所示)，模型1、模型2和模型3以创新绩效为因变量；模型4、模型5以长期导向为因变量。模型2中，CEO长期任职的回归系数显著(β=0.11,p<0.05)，说明CEO长期任职对创新绩效存在显著正向影响。模型5中，CEO长期任职的系数显著(β=0.181,p<0.01)，说明CEO长期任职对长期导向存在显著正向影响，假设H2得到验证。综上，由于自变量对中介变量以及中介变量对结果变量回归系数均显著，且将自变量和中介变量同时纳入回归方程之后系数依然显著，说明中介变量起到部分中介作用，由此H3得以验证。
表3 中介效应检验结果
变量创新绩效模型1模型2模型3长期导向模型4模型5Asset-0.149*-0.136*-0.018-0.355***-0.186***Slack-0.039-0.032-0.0720.123*0.103**Lnage-0.472***-0.44***-0.258***-0.546***-0.2***Indep-0.193**-0.172**-0.102-0.209***-0.063Dua0.12*0.129*0.172**-0.127**-0.034Bsize-0.461***-0.403***-0.199**-0.605***-0.236***CEOT0.11*0.119*0.181**LTO0.329***R20.3220.3330.3450.2170.225ΔR20.3220.0110.0120.2170.008
为了充分验证长期导向的中介效应，本文使用Hayes[43]开发的SPSS宏RPROCESS(V3.3.)进行偏差校正的非参数百分位bootstrap区间检验，置信区间的置信度水平设置为95%,样本量选择5 000，bootstrap中介检验结果如表4所示。中介效应检验发现，中介效应值为0.1774，95%置信区间为[0.0194,0.0355]，不包含0，说明长期导向的中介效应显著。此外，在控制中介变量后，CEO长期任职对通过LTO影响创新绩效仍显著，95%置信区间[0.0191,0.2721]，不包含0，进一步说明中介变量起到部分中介作用。至此，假设H3进一步得到验证。
表4 中介效应的bootstrap检验结果(bootstrap=5 000)
效应类别效应系数标准误95%置信区间下限上限直接效应0.177 40.080 30.019 40.035 5间接效应0.129 30.0684 00.019 10.272 1
组织惯例的调节效应。如表5模型4所示，中介变量与调节变量的交互项LTO×OR的系数显著(β=0.086,p<0.05)，说明组织惯例的调节效应显著，假设H4b得到验证。
表5 调节效应检验结果
变量创新绩效模型1模型2模型3模型4Asset-0.149*-0.0340.010.004Slack-0.039-0.079-0.066-0.058Lnage-0.472***-0.294***-0.22**-0.221**Indep-0.193**-0.125*-0.061-0.055Dua0.12*0.162**0.152**0.144**Bsize-0.461***-0.264***-0.155*-0.151LTO0.325***0.302***0.275***OR0.169*0.169*LTO×OR0.086*R20.3220.3870.4010.407ΔR20.3220.0650.0140.006
为了更直观地解释调节效应，本文按照低于或高于均值1个标准差对调节变量进行分组，依次作因变量对自变量的回归，结果如图2所示。高水平组织惯例可以显著调节CEO长期任职通过长期导向对创新绩效的影响，而低水平组织惯例不能产生很好的效果。因此，假设H4b得到进一步验证。
图2 组织惯例对长期导向和创新绩效之间关系的调节效应
根据Hayes[43]的建议，在调节变量组织惯例不同数值水平上(低于和高于均值1个标准差)检验有条件的间接效应。同样，采用海耶斯开发的SPSS宏Rprocess(V3.3.)进行偏差校正的非参数百分位bootstrap区间检验，置信区间的置信度水平设置为95%，样本量选择5 000。从表6左边部分可以看出，当组织惯例处于低水平时，CEO长期任职通过长期导向影响创新绩效的间接效应为0.202 6，95%置信区间为[0.040 8，0.364 5]，CI不包括0，说明其间接效应显著；当组织惯例高时，CEO长期任职通过长期导向影响创新绩效的间接效应为0.347 5，95%置信区间显示为[0.219 9,0.475 2]，CI不包括0，说明其间接效应显著。当组织惯例处于高值时，效应系数更高，调节效应更显著。表6右边部分显示，Process运算得到的有调节的中介效应的判断指标INDEX。由结果可知，组织惯例对CEO长期任职影响创新绩效的间接效应存在调节作用的判定指标为0.055 0，95%置信区间为[0.010 1,0.117 3]，CI不包括0，说明有调节的中介效应显著。
表6 有调节的中介效应bootstrap检验结果
有条件的间接效应调节变量效应系数标准误95%置信区间下限上限有调节的中介效应INDEX标准误95%置信区间下限上限低值0.202 60.8220.040 80.364 50.055 00.2980.010 10.117 3高值0.347 50.064 80.219 90.475 2
习近平总书记在民营企业座谈会上指出：“民营经济是我国经济制度的内在要素，民营企业和民营企业家是我们自己人。要毫不动摇地鼓励、支持、引导非公有制经济发展，支持民营企业发展并走向更加广阔的舞台。”这一讲话充分肯定了我国民营经济的重要地位和作用。家族企业是我国民营经济的重要组成部分，在强调民营经济发展的大环境下，家族企业的发展与未来走向也值得关注和研究。因此，本文通过理论推演，对家族企业进行实证分析，得到以下结论：家族参与管理与企业创新绩效之间存在倒“U”型关系；家族企业CEO长期任职将对长期导向产生积极正向影响；长期导向在CEO长期任职与家族企业创新绩效间起着中介作用；组织惯例正向调节家族参与管理对创新绩效的影响，组织惯例正向调节长期导向对创新绩效的影响。
本文的理论贡献有以下3点：①结合国外家族企业参与管理对创新绩效影响的相关理论，运用于中国家族企业样本数据，通过实证研究发现两者之间不是简单的正向和负向关系，而是呈倒“U”型关系，该结论对家族企业管理者来说具有深刻的管理启示和现实意义；②虽然大多数研究将CEO长期任职对创新绩效的分析局限于直接影响，但本文将长期导向作为一个桥梁结构，从长期发展的视角揭示了CEO长期任职对创新绩效影响的内在机制，具有一定前瞻性；③首次探究了家族企业内部存在的组织惯例对企业行为的调节作用。家族企业在发展中形成的路径依赖和惯例是家族企业积累的独特优势，也是家族企业在竞争中超越竞争对手的原因之一。引入组织惯例的概念有助于更细致地理解家族企业创新的原因和方式，有助于启发后续对家族企业的相关研究。总之，本文不仅全面反映了家族参与管理对创新绩效的影响，而且通过长期导向的中介作用探讨了CEO长期任职对创新绩效的影响，拓展了惯例领域相关研究，也丰富了国内家族企业相关文献。
本文从家族企业管理层视角出发，研究了家族参与管理以及CEO长期任职分别对企业创新绩效的影响，探究了长期导向的中介作用和组织惯例的调节效应。因此，本研究对家族企业管理者具有一定的管理启示。
(1)为鼓励、支持和引导非公有制经济发展，国家出台了大量政策文件扶持民营企业发展，努力优化营商环境，构建“亲”“清”新型政商关系。而家族企业是我国民营企业的主要组成部分，应该在积极的政策环境下，与政府保持良好沟通，适时调整发展战略，以谋求可持续生存和发展。
(2)一些研究认为家族参与管理所带来的决策和管理问题是家族企业缺乏创新的主要原因之一，而本文认为家族参与管理与企业创新绩效呈倒“U”型关系，当参与管理程度偏低时，会缺乏对企业的控制和监督；当参与管理水平偏高时，会降低企业创新和管理水平。因此，家族企业应把握好家族参与管理的程度，过高或过低都将不利于企业创新发展。
(3)家族企业正在经历前所未有的以经济、地缘政治以及世代更替为特征的复杂时期，为谋求长期稳定发展，家族企业可以考虑给予CEO较长时间的任期，让他们的试错行为大幅减少，积累起丰富的企业经营知识，同时，充分发挥个人管理才能。
(4)“家家都有本难念的经”，家族参与管理将不可避免地带来“裙带关系”、利他主义以及倾向于内部提拔而忽视外部招聘等问题，不利于企业吸引外部人才，为企业提供新鲜血液，也容易在家族成员间引发各种矛盾冲突。出于对“家和万事兴”美好夙愿的追求，家族企业应致力于提高家族企业治理水平，通过促进家族和睦，为家族事业成功打下坚实基础。
此外，本文存在以下不足：首先，在家族企业样本选取中剔除了ST类、金融类以及数据不合理的公司，样本选取上可能存在不够全面充分的情况；其次，从长期导向的定义可以看出，关心未来是长期导向的一个关键属性。本文默认长期导向为单维构念，忽视了少数学者认为的长期导向是一种构成性的多维度构念，没有跨层次从多角度全面考虑；最后，没有考虑到除组织惯例之外，还有其它可能调节家族企业行为的因素，比如家族传承意愿、政治关系以及社会情感财富等可能对家族企业行为产生影响。这些不足都有待在以后的研究中加以改进和完善。
[1] 魏志华,林亚清,吴育辉.家族企业研究: 一个文献计量分析[J].经济学 (季刊),2014,13(1): 27-56.
[2] 周蕾.价值观和理念打造中国家族企业竞争优势 数据解说普华永道全球家族企业调研——中国报告[J].家族企业,2019，4(Z1).
[3] KOTLAR J,DE MASSIS A,FRATTINI F.Technology acquisition in family and nonfamily firms: a longitudinal analysis of Spanish manufacturing firms[J].Journal of Product Innovation Management,2013,30(6): 1073-1088.
[4] ASHWIN AS,KRISHNAN RT,GEORGE R.Family firms in India: family involvement,innovation and agency and stewardship behaviors[J].Asia Pacific Journal of Management,2015,32(4): 869-900.
[5] MATZLER K,VEIDER V,HAUTZ J.The impact of family ownership,management,and governance on innovation[J].Journal of Product Innovation Management,2015,32(3): 319-333.
[6] 万源星,许永斌,许文瀚.财税支持、高新资质认定与家族企业自主创新研究[J].科技进步与对策,2020.
[7] 陈建林,冯昕珺,李瑞琴.家族企业究竟是促进创新还是阻碍创新[J].外国经济与管理,2018,40(4).
[8] ERDOGAN I,RONDI E,DE MASSIS A.Managing the tradition and innovation paradox in family firms: a family imprinting perspective[J].Entrepreneurship Theory and Practice,2019(5).
[9] DIAZ-MORIANA V,CLINTON E,KAMMERLANDER N.Innovation motives in family firms: a transgenerational view[J].Entrepreneurship Theory and Practice,2018(6).
[10] HOFFMANN C,WULF T,STUBNER S.Understanding the performance consequences of family involvement in the top management team: the role of long-term orientation[J].International Small Business Journal,2016,34(3): 345-368.
[11] DIEGUEZ-SOTO J, MANZANEQUE M, ROJO-RAMíREZ AA.Technological innovation inputs,outputs,and performance: the moderating role of family involvement in management[J].Family Business Review,2016,29(3): 327-346.
[12] MILLER D,MINICHILLI A,CORBETTA G.Is family leadership always beneficial[J].Strategic Management Journal,2013,34(5): 553-571.
[13] BERTRAND M,SCHOAR A.The role of family in family firms[J].Journal of Economic Perspectives,2006,20(2): 73-96.
[14] DREUX IV DR.Financing family business: alternatives to selling out or going public[J].Family Business Review,1990,3(3): 225-243.
[15] LE BRETON-MILLER I,MILLER D.Why do some family businesses out-compete? governance,long-term orientations,and sustainable capability[J].Entrepreneurship Theory and Practice,2006,30(6): 731-746.
[16] ZOLLO M,WINTER SG.Deliberate learning and the evolution of dynamic capabilities[J].Organization Science,2002,13(3): 339-351.
[17] DACIN MT,DACIN PA,KENT D.Tradition in organizations: a custodianship framework[J].Academy of Management Annals,2019,13(1): 342-373.
[18] MARQUIS C,TILCSIK A.Imprinting: toward a multilevel theory[J].Academy of Management Annals,2013,7(1): 195-245.
[19] GOMEZ-MEJíA LR,HAYNES KT,NUNEZ-NICKEL M.Socioemotional wealth and business risks in family-controlled firms: evidence from Spanish olive oil mills[J].Administrative Science Quarterly,2007,52(1): 106-137.
[20] BLOCK J,MILLER D,JASKIEWICZ P.Economic and technological importance of innovations in large family and founder firms: an analysis of patent data[J].Family Business Review,2013,26(2): 180-199.
[21] DURAN P,KAMMERLANDER N,VAN ESSEN M.Doing more with less: innovation input and output in family firms[J].Academy of Management Journal,2016,59(4): 1224-1264.
[22] ZELLWEGER TM,DEHLEN T.Value is in the eye of the owner: affect infusion and socioemotional wealth among family firm owners[J].Family Business Review,2012,25(3): 280-297.
[23] CHRISMAN JJ,FANG H,KOTLAR J.A note on family influence and the adoption of discontinuous technologies in family firms[J].Journal of Product Innovation Management,2015,32(3): 384-388.
[24] FAMA EF,JENSEN MC.Separation of ownership and control[J].The Journal of Law and Economics,1983,26(2): 301-325.
[25] BRIGHAM KH,LUMPKIN GT,PAYNE GT.Researching long-term orientation: a validation study and recommendations for future research[J].Family Business Review,2014,27(1): 72-88.
[26] 朱沆,叶琴雪,李新春.社会情感财富理论及其在家族企业研究中的突破[J].外国经济与管理,2012,34(12): 56-62.
[27] BLOCK J.Long-term orientation of family firms: an investigation of R&D investments,downsizing practices,and executive pay[M].Springer Science & Business Media,2009.
[28] 窦军生,吴赛赛.家族企业中的长期导向研究综述与展望[J].经济管理,2019 (6): 194-208.
[29] MORCK R,SHLEIFER A,VISHNY RW.Do managerial objectives drive bad acquisitions[J].The Journal of Finance,1990,45(1): 31-48.
[30] AMIHUD Y,LEV B.Does corporate ownership structure affect its strategy towards diversification[J].Strategic Management Journal,1999,20(11): 1063-1069.
[31] PENTLAND BT,FELDMAN MS.Organizational routines as a unit of analysis[J].Industrial and Corporate Change,2005,14(5): 793-815.
[32] DOSI G,FAILLO M,MARENGO L.Organizational capabilities,patterns of knowledge accumulation and governance structures in business firms: an introduction[J].Organization Studies,2008,29(8-9): 1165-1185.
[33] AALTONEN K,AHOLA T,ARTTO K.Something old,something new: path dependence and path creation during the early stage of a project[J].International Journal of Project Management,2017,35(5): 749-762.
[34] GOMEZ-MEJIA LR,NUNEZ-NICKEL M,GUTIERREZ I.The role of family ties in agency contracts[J].Academy of Management Journal,2001,44(1): 81-95.
[35] 王琨,徐艳萍.家族企业高管性质与薪酬研究[J].南开管理评论,2015,18(4): 15-25.
[36] 赵晶,孟维烜.继承人社会资本对代际传承中企业创新的影响[J].中国人民大学学报,2016,30(3): 91-105.
[37] 曹伟,姚振晔,赵璨.供应链关系变动与企业创新绩效——基于中国上市公司的经验证据[J].会计与经济研究,2019，32(6): 31-54.
[38] SCIASCIA S,MAZZOLA P.Family involvement in ownership and management: exploring nonlinear effects on performance[J].Family Business Review,2008,21(4): 331-345.
[39] 江宇博.CEO 权力与企业成长性关系[D].大连: 东北财经大学,2015.
[40] 孙春玲,姬玉,许芝卫.心理授权对工程项目团队不道德亲组织行为的影响研究——基于组织惯例的调节作用[J].中国软科学,2018，32(4):155-164.
[41] 杜善重,汤莉.亲缘关系与创业导向——来自中国上市家族公司的经验证据[J].科学学与科学技术管理,2019,40(2): 132-149.
[42] 杜善重,李卓.亲缘关系与双元创新——来自中国家族上市公司的经验证据[J].经济与管理研究,2019，40(10):115-131.
[43] HAYES AF.Introduction to mediation,moderation,and conditional process analysis: a regression-based approach[M].Guilford Publications,2017.