一、 问题的提出
　　 近年来越来越多的国内外学者开始关注于公司治理对于企业技术创新的影响。Tylecote & Conesa（1999）在研究中指出，公司治理对企业技术创新具有高度的决定性作用；Lee & O'Neill（2003）在对美国和日本公司的R&D投入进行研究后发现股权集中度对于公司R&D投资的影响，在不同的国家间呈现出了不同的影响程度。国内学者华锦阳（2002）、周杰、薛有志（2008）以及冉茂盛等（2010）等也分别从公司治理结构的多个方面就其对于企业R&D支出的关系进行了相关研究。
　　 目前，从全球范围来看，家族公司已经在公众公司中占据有一席之地（La Porta， Lopez-de-Silanes & Shleifer，1999；Anderson & Reeb，2003），而且已经成为了促进技术创新和经济增长的重要力量（Astrachan，2003；Zahra，2005；周亚虹等，2007），但是已有的对于家族上市公司R&D投资的研究中，学者们得出了不同的结论（Jensen & Meckling，1976；Lansberg，1999；Anderson，Mansi & Reeb，2003）。因此，在对家族企业的包括R&D投资支出在内的战略决策进行分析的过程中，有必要对其内部复杂的关系进行认真的研究（Zahra, 2005）。
　　 基于已有的研究，目前已经有越来越多的家族公司通过使用金字塔结构（Pyramidal Structure）、交叉持股（Cross-Ownership）和双重股权（Dual Class Equity）等方式（La Porta et al.，1999）仅使用较少的资金就获得了上市公司的控制权；而且已有研究还表明，董事会的独立性也会在家族管理者制定决策的过程中产生重要的影响（Anderson & Reeb，2004）。因此，本文将就控制性家族的现金流权、董事会独立性对家族上市公司的R&D投资影响进行研究，以探求家族上市公司内部的结构性因素对于公司R&D投资行为的影响，为其投资行为提供证据支持。
　　 二、 研究设计
　　 1. 样本选择与数据来源。本文以2006年~2008年披露了R&D支出的家族上市公司为研究对象，并按照以下方法对样本进行了筛选：（1）剔除了上市未满一年的公司；（2）剔除了ST和PT的公司；（3）剔除了数据不全的公司，最终确定了180个公司年数据作为最终的研究样本。其中公司治理和财务数据数据来源于国泰安（CSMAR）数据库和色诺芬（CCER）数据库，为了保证数据的准确性，我们对数据进行了抽样检验。
　　 2. 模型设定及变量的选取。为了验证家族上市公司家族现金流权对于公司R&D支出的影响以及董事会独立性在这一过程中的交互效应，本文参考Chen & Hsu（2009）的模型，选用了带有交互项的多元回归分析模型，基本模型如下：
　　 公司R&D投资=C+f1（家族所有权）+f2（家族所有权×董事会独立性）+f3（控制特征）+?着
　　 综合相关文献的实证分析（Chen & Hsu，2009；周杰等，2008；李丹蒙等，2008），本文在回归方程中选取的各变量如下：
　　 （1）因变量。公司研发支出（RD），本文选择了当年研发投入的自然对数。对于R&D支出，本研究以当年实际的R&D支出为准，所以R&D数据来自财务报告附注“支付的其他与经营活动有关的现金流量”栏目中的技术开发费、研发支出、研发费用、科研试验费、科研经费、科研开发费等项目，通过手工搜集整理所得，最终获得了披露了R&D支出的180个公司和年度观测值。
　　 （2）测试变量。控制性家族的现金流权。根据La Porta等（1999，2002）以及Claessens等（2000）的研究，现金流权比例为控制股东通过所有控制链累积持有上市公司的所有权权益比例，其中每条控制链顶端对终端上市公司的所有权权益比例等于该条控制链上各层股东持股比例的乘积。
　　 对于家族上市公司董事会独立性的指标，控制性家族成员是否担任上市公司的董事长，主要看控制家族的成员是否担任上市公司的董事长（FP），如果担任则为1，否则为0；独立董事的比例（IP），则为独立董事占董事会总人数的比例。
　　 （3）控制变量。根据已有的研究（Chen & Hsu，2009；李丹蒙等，2008；冉茂盛等，2010；刘运国等，2007），本文在研究中引入了公司的盈利能力（ROA）、机构投资者持股情况（IID）、公司年龄（AGE）、系统风险（BETA）、股权制衡度（Z指数）、两职兼任情况（DUAL）、市场环境（INDEX）、公司规模（SIZE）、资产负债率（LEV）、行业（INDUSTRY）、年度（YEAR）等控制变量，以控制其对于R&D支出强度的影响。
　　 三、 实证研究结果
　　 1. 描述性统计。表1给出了本文所研究的主要变量的描述性统计结果。结果表明，样本公司中家族所有权的最大值为64.57，最小值为2.05，均值为22.34，公司间差异较大。而独立董事比例，最大值为0.5，最小值为0.14，标准差为0.05，表明公司间差异不大，基本都已经按照证监会的要求，达到了独立董事1/3的要求；控制家族成员担任上市公司董事长的均值为0.71，标准差为0.455，说明更多的控制家族成员在公司中担任了董事长的职务，广泛参与到了上市公司的战略决策中。在控制变量中，反映股权制衡度的Z指数最小值为1，最大值为222.88，标准差为22.57，说明公司间股权制衡度的差异较大。
　　 2. 多元回归结果及分析。鉴于截面数据易产生异方差，因此本文将在已建立的研究模型的基础上，运用加权最小二乘法来进行相关的研究分析。
　　 表2对多元回归的结果进行了列示。其中模型1的回归结果显示，在控制了相关变量的影响下，控制家族的所有权水平与公司的R&D支出水平显著正相关，说明随着控制性家族所有权水平的提高，更倾向于进行R&D支出，这验证了Miller和Le Breton-Miller（2005）的观点，即所有权水平对于公司的长期投资具有正向激励作用，能够在一定程度上激励控股股东积极开展长期投资，以提高公司价值，获得超额收益。
　　 模型2-4是对董事会独立性和控制性家族现金流权交互项对R&D支出影响的检验。从模型2的结果来看，独立董事比例与控制性家族现金流权比例的交叉项对R&D支出的影响在5%的显著性水平下正相关，意味着控制性家族现金流权水平对于R&D支出的积极影响会随着独立董事比例的提高而增强，也即随着独立董事制度的不断完善，作为公司决策主体的重要组成部分，独立董事不论是从监督制衡的角度还是从资源提供的角度，都更有利于上市公司科学、合理地开展R&D投资。从模型3的结果来看，控制性家族成员担任上市公司董事长与其家族现金流权比例的交叉项对R&D支出的影响也在5%的显著性水平下正相关，即控制性家族成员在董事会中的决策参与，能够强化其所有权对于R&D支出的影响，说明对于家族管理者而言，其在管理和对待自己家族资源的过程中，确实会比一般的高层管理者更加尽心尽力，从而更好地对风险进行估计和应对，更多地鼓励未来的R&D投资。当把所有研究变量放入模型4中，结果没有生变化。 (责任编辑：南粤论文中心)转贴于南粤论文中心: http://www.nylw.net(南粤论文中心__代写代发论文_毕业论文带写_广州职称论文代发_广州论文网）