代际传承与高管变更：基于合法性的理论解释

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代际传承与高管变更：基于合法性的理论解释代际传承与高管变更：基于合法性的理论解释

摘 要： 家族企业代际传承往往伴随着高管团队的相应调整。本文以2004—2015年发生代际传承的家族上市公司为样本，将代际传承与高管变更两个主题有机地结合起来，从合法性视角关注传承与高管变更之间的内在联系。选取家族权威作为代际传承中组织合法性测量的替代性指标，实证研究结果表明，家族权威是影响传承期高管变更的主要因素，控制家族会因合法性不足而主动选择高管变更；且极为重视高管背景特征信号效应的对外传递，通过留任带有“连带”信号和引入具有“职业化”信号的高管以缓解代际传承中面临的合法性压力。进一步研究还发现，继任者个人背景特征对家族权威与高管变更之间关系起到了一定的调节作用。针对企业不同的合法性而借助高管变更这个手段来构建对自己有利的组织结构形态，进而顺利推动家族企业传承。

关键词： 代际传承； 高管变更； 合法性； 家族企业

一、引言

“一朝天子一朝臣”的说法自古有之，即当权者的变动必然会引发其所领导的高层管理人员的变更。新任领导者在上任之初选用可供倚赖的亲信重新组建自己的领导班子是“改朝换代”持续繁荣的惯用手段，也是古人流传千年的智慧结晶，直到现代社会亦是如此。在我国家族企业传承实践中，对高管团队的调整同样呈现出了明显的新老交替特征。因此，代际传承中的高管变更是否也与平稳交接班有关呢？其背后的原因又是什么？这将是本文主要探讨的内容。

目前，我国家族企业普遍面临着传承难的现实问题。现有研究一部分主要围绕代际传承的稳定性和有效性展开，集中讨论了“传什么”和“如何传”的问题[1-2]。另一部分则主要关注于代际传承所产生的影响，研究传承对企业绩效[3]、战略变革[4]、公司治理[5]带来的变化，但对代际传承中高管变更问题鲜有探讨。刘新民等(2012)[6]从权力循环视角对不同继任者类型对战略变革和高管团队重组的影响进行了讨论，魏春燕和陈磊(2015)[7]则进一步发现，家族企业相对于一般企业具有不同的大清洗特征，主要体现在时机选择在CEO变更前由离任CEO完成，且离任CEO的利他主义在不同类型的继任中有所不同，继任者为职业经理人时主要在CEO更换当年进行大清洗，即不同类型的CEO更换体现了不同程度的利他主义行为，最为明显的是家族成员内部权力交接。而在高管变更影响因素研究中，企业绩效被认为是影响高管变更的主要因素，企业绩效与高管变更负相关[8]，其他因素均以此为核心围绕展开，具体包括外部环境[9]、所有权结构[10]和高管特征[11]等，但有关非经济因素对高管变更的影响尚有欠缺。我国学者刘青松和肖星(2015)[12]的研究表明，业绩更好并不能增加高管晋升的可能性，此时承担社会责任成为影响晋升的重要因素，强调因政府具有国有企业人事调整的任免权，利用高管变更手段以实现国有企业多元化目标的战略灵活性。

乡村的主要经济来源是土地种植、畜禽养殖。然而在乡村面积逐渐扩大的情况下，当地的水产品养殖规模和畜禽养殖规模不断扩大，数量显著增加，且大部分都没有采取有效方式进行圈养，导致畜禽粪便随处可见。在雨季，这些污染物随着雨水流向周边各处，容易出现刺鼻的异味，且招引大量的蚊虫鼠蚁，对乡村的生态环境造成严重污染，给乡村生态环境的修复及保护带来更大挑战［2］。

根据制度理论，战略行为或经济行为都是嵌入在其所处的规范性制度情境中的，这种情境会刺激行为主体为其行为寻求各种利益相关者的合法性支持[13-14]。合法性不单单是指企业在法律意义上是合法的，更强调大众对企业的认同和感知，这与中国传统文化中的名正言顺思想相契合，即当一件事被认为是理所当然时，就获得了最大程度的合法性。作为组织权力和结构存在的基础，合法性理论应用一直为学者们所关注[15-16]，但就家族企业传承期的合法性研究而言尚处于起步阶段。Chung和Luo(2013)[17]从继任者合法性角度分析了家族企业性质对外部继任与组织变革之间的调节效应，明确了相比非家族企业，家族企业中“局外人”对企业绩效的溢价效应明显减弱，内部继任者比外界继任者具备更佳的资源获取能力；李新春等(2015)[18]综合权威理论和比较期望理论，研究了二代权威合法性与组合创业之间的联系；赵晶等(2015)[4]则探讨了传承人合法性在代际传承过程中对家族企业战略变革的影响机制。合法性对高管变更又有怎样的影响呢？目前研究尚未对此进行深入的研究。

本文以我国家族上市公司为研究对象，将代际传承与高管变更两个主题有机地结合起来，从合法性视角关注传承与高管变更之间的内在联系。研究创新性工作及贡献在于：第一，用合法性理论来讨论家族企业代际传承中的高管变更问题。突破了前期有关继任来源对高管变更影响的既定研究框架，为后续讨论提供了新的视角。第二，关注家族企业传承期的高管变更动机，提出家族权威是影响传承期高管变更的主要因素，在考虑家族企业特征及非经济目标的基础上，探讨家族企业通过高管变更以实现顺利传承的内在机理。第三，基于信号传递理论与组织合法性获取之间的相关关系，探究高管背景特征作为管理资源所具有的附加价值对传承期战略决策的影响，构建具有信号传递作用的高管变更策略。

二、理论分析与研究假设(一)组织合法性与高管变更

合法性是一种一般化的认知与假定，即在特定制度规范、信仰及价值观念构建的社会体系内，一个组织的行为被认为是合意的、恰当的[19]。家族企业的传承与继任是关乎企业成长和发展的关键，而代际传承所导致的组织内外部环境变化则使企业面临着来自多方面的质疑，即合法性不足。具体来讲，创始股东所具备的传奇创业经历、丰富经验与广泛人脉、光鲜社会地位及独特人格魅力不能等价传递，必然造成代际传承过程中专用资产的流失，使企业重新适应市场而非基于“关系”开展交易[20-21]。此外，无论是家族控制人较低的传承意愿，还是“传男不传女”的继任者选择偏好，都将使其难以作出完美的决定，兼顾所有家庭成员的利益，严重时还会引发家族内部冲突[22]。与创一代一同经历了艰苦奋斗的创业元老们，在组织中积累的较高个人权威，也会使二代继承人因权威不足面临着“少主难以服众”的尴尬局面[18]。这种劣势会加强继任者“速胜”动机并导致保守投资，降低企业创新水平[23]。

1.1 一般资料 选取自2016年9月至2017年3月廊坊市人民医院收治的302例GERD患者为研究对象，所有患者均符合《中国胃食管反流病共识意见》中关于GERD的诊断标准[6]。按照数字法将患者分成A组和B组，每组各151例。A组：男性80例，女性71例；年龄23～73岁，平均(46.02±2.08)岁；病程3～9年，平均(5.19±0.34)年。B组：男性82例，女性69例；年龄22～75岁，平均(45.97±3.22)岁；病程3～8年，平均(5.21±0.23)年。两组患者一般资料比较，差异无统计学意义(P>0.05)，具有可比性。本研究经医院伦理委员会审核批准。患者均签属知情同意书。

企业绩效是引发高管变更最为直接的影响因素[8]，而与企业经营不善相对应，高管变更更多地发生在组织合法性不足时，作为提升合法性的一种手段发挥作用。已有学者论述了董事会象征作用在IPO背景下的重要影响，因为IPO业绩主要取决于潜在投资者对企业的看法，通过引入高声望的董事会成员能够使企业更容易获得投资者信心[24]。作为企业财务披露的直接负责人，高管将承担信息披露违规造成的所有声誉损失，并随披露违规严重程度的增加而加大其离任的可能性[25]。在企业并购研究中，Walsh和Ellwood(1991)[26]发现收购的高层管理团队离职率虽然明显高于正常水平，但第二年母公司将因此表现出相对较好的业绩水平。换言之，为使收购企业在战略上保持与自己更好地一致性并产生有利的绩效表现，主并方会率先选择对原有“不合格”高管进行替换。基于此，本文认为在家族企业传承期合法性不足的情况下，以家族企业基业长青为目标的控制家族将主导高管变更行为以达到增强组织合法性的目的。

家族企业是家族制度基础上发展起来的企业，家族成员对企业的控制是家族企业最基本和最核心的特征[27]。区别于现代企业的治理模式，家族企业主要凭借与身份、地位相关联的差序化权威以完成对各种资源的配置活动[28]。家族权威能够使分散的家族成员凝聚在一起，从而确保了组织管理上的有序性[29]。而只要家族成为生产单位，就会将家族的权威与企业层级制的权威结合在一起，相比于管理才能的衰落和非制度化等原因，家族企业逃不掉“富贵传家，不过三代”命运的原因还在于家族权威的丧失，无权威则家族难存，家族不存则企业也自然无法存续下去[30]。权威本身就是一种具备合法性的权力。马克斯·韦伯(1997)[31]率先对权力与权威进行了区分，认为一个组织中“最高长官”能否有效地指挥下属，不仅在于被管理者是否按照管理者的意志执行命令，更要求对命令的遵循源自对方的自愿服从，这种来自下级的“认同感”即权威的合法性基础[32]。因此，本文选取家族权威作为组织合法性的替代性指标进行测量，并参照李婧和贺小刚(2012)[33]的研究，将家族权威划分为家族管理权权威和家族所有权权威，前者主要体现了家族成员在企业中担任管理职位的高低，后者则体现为所有权的大小，提出以下假设。

假设1 家族企业代际传承中家族权威与高管变更负相关。

假设1a 家族企业代际传承中家族管理权权威与高管变更负相关。

假设1b 家族企业代际传承中家族所有权权威与高管变更负相关。

(二)高管变更的信号策略

信号理论是Spence(1973)[34]针对就业市场中信息不对称问题提出的，在雇主无法对应聘者生产能力进行确定的情况下，将通过各种信号和应聘者特征对其生产力做出评估。质量信息和意图信息的传递被认为是解决信息不对称问题的关键[35]。我国学者吴瀚等(2013)[36]通过对国内外相关理论与实证研究的回顾，构建了组织高层通过信号行为获取合法性的综合性理论模型，并进一步提出信号行为本身可能并不一定符合组织当前的实质性需要，但信号调整往往能使利益相关者的需求得到满足，从而为企业间接地带来经济利益。本文基于高管背景特征中的隐性要素(社会资本和显性要素)人口统计学特征，尝试提出对外具有信号传递作用的高管变更策略，对家族企业传承过程中的高管变更共性特征进行明晰。

1.“连带”信号保留策略

社会资本是嵌入于个人或社会关系网络中可利用、可获得的实际和潜在资源的总和[37]，企业竞争优势的维系依赖于社会资本在代际间的传递与转移。Podolny(2005)[38]的研究表明，社会关系网络可以作为市场中的信号机制或“棱镜”发挥作用，即在不具备其他有效的可供确认目标对象质量的情况下，可以从其具备的关系中推断出目标对象的素质。相似地，Connelly等(2011)[39]将企业主自身以及企业间的连带关系归结为传递企业高质量信号的重要途径。“关系”作为获取社会资本以维持合法性的手段，高管自身承载着的社会关系网络自然成为了社会经济主体对组织合法性判断最为直观的标准[40]。基于此，本文认为在家族企业传承期，控制家族有动机留任具有“关系”的高管成员，利用非市场机制以达到提升组织合法性的目的。并根据信号传递理论，将政治关联、金融关联和董事连锁特征统归为“连带”信号，提出以下假设。

假设2 家族企业代际传承中更可能留任具有“连带”信号的高管。

1978年至今，广东生产总值年均增长12.6%，比同期全国平均增速快3.1%，比世界平均增速快9.7%，经济总量连续29年位居全国第一。[15]2017年，广东实现地区生产总值89879.23亿元，人均地区生产总值达到81089元，是全国平均水平的1.36倍。[16]但在经济快速发展的同时，广东也积累了区域发展非均衡这一突出的问题。

高管政治背景是维系企业与政府关系网络的重要途径，对提升企业价值有着不可替代的正向作用。Goldman等(2009)[41]的研究就表明，有政治关联的个体在宣布成为企业董事时，该企业往往会获得积极的反常回报，即高管的政治身份发挥了传递企业质量的信号作用。此外，政企关联也可作为企业信誉的一种担保形式，代表着企业更低的投资风险[42]。相较于原本就不具备政企关系的企业，政治关联的中断也意味着企业将承受更大程度的经营损失，造成所获“政治租金”的大幅减少[43]。基于此，提出以下假设。

假设2a 家族企业代际传承中更可能留任具有政治关联的高管。

金融关联是企业关系与声誉机制的重要组成部分[44]。声誉具有高管信息的信号传递效用是高管声誉激励机制构建的理论基础[45]。良好的声誉有助于企业获得更为便利和可靠的信贷配置寻租途径以缓解融资约束[46]，并进一步发展成为不同利益主体之间的信任关系，从而起到维系合作的目的，即管理层具有的金融人才越多，越能向投资主体传递积极的正面信号[47]。此外，随着高管金融关联的层次增高，信誉担保的级别越高，企业所获得的长期借款增量也就越多[48]。基于此，提出以下假设。

假设2b 家族企业代际传承中更可能留任具有金融关联的高管。

连锁董事是关系嵌入中最为直接且深入的一种，相比于只通过公平交易维持社会关系的企业，处于关系网络中的企业具有着更高的生存机会[49]。同时在两家或两家以上董事会任职的高管，其所具备的可公开获取高度准确商业信息的优势，奠定了企业正确决策的信息基础[50]。此外，董事会连锁特征作为企业质量的信号，还能够影响外界对企业的合法性认知，并促进研发联盟的形成[51]。进一步发展和协调与企业未设立部门之间的合作关系将有助于企业获取异质性资源，占据有利的行业地位[52]。基于此，提出以下假设。

反应依赖是人际情绪管理的重要特征[6].内在人际情绪管理是有风险的，因为结果的成功与否有赖于他人的反应.和他人分享好消息可以强化积极情感，但也只有他人能给予热情回应时才会出现；同样，社会分享可以缓解消极情绪，但也只有对方作出支持性反应时才会发生.

假设2c 家族企业代际传承中更可能留任任职连锁董事的高管。

2.“职业化”信号增强策略

目前，我国家族企业正在演绎转型升级和代际传承的双重奏[53]，在实现家族企业交接班的同时，为企业注入新鲜血液，也是寻求突破式转型的良好契机。除社会资本外，年富力强、高学历、丰富的任职经历这些特征在外部聘用时也为各企业主所心仪，被视为判定应聘者职业能力的重要考评标准。我国学者黄继承和盛明泉(2013)[54]的研究就发现，高管背景特征具有显著的信息含量，其中，年龄、学历均与股价反应有不同的相关关系，而相比于内部提拔，高管为外部选聘时股价反应更好。根据高阶理论，企业战略决策和绩效水平的高低可以由高层管理者的价值观念和认知能力进行预测，而该结论成立的基础就在于把人口统计学特征作为高管更深层次的个性、价值观和认知基础的可观测信号进行获取[55]。基于此，本文认为在家族企业合法性不足的代际传承阶段，控制家族也必然注重具有高职业能力高管的引入，以提升利益相关者对企业未来发展的信心。根据信号传递理论，本文把高管年龄、受教育程度、行业经验及职能经验统归为“职业化”信号，并提出以下假设。

假设3 家族企业代际传承中更可能引入具有“职业化”信号的高管。

年龄能够反映出高管的身体健康状况，一般地，年轻高管的精力更为充沛，对时代变化及行业需求的反应也更为迅捷。而年长高管则具备较强的风险规避倾向，容易陷入故步自封、因循守旧的“老路”，并作出非理性的财务选择[56-57]。此外，Bantel和Jackson(1989)[58]的研究表明，由更多高学历高管经营的企业创新能力更高，其优质的社会关系网络和高度的社会参与率，也能够帮助企业获取更多的外部信息与支持。基于此，提出以下假设。

假设3a 家族企业代际传承中更可能引入年轻或受教育程度高的高管。

高管先前的工作经验对企业创新机会的识别具有积极作用[59]。实现家族企业转型升级在一定程度上等同于“再创业”，而经验丰富的高管所掌握着特定领域的深度知识，有助于企业在纷繁复杂的信息中准确地解读出对企业有价值的新发展机会并具备卓越的资源整合能力[60]。Gimeno等(1997)[61]进一步强调了，在推动新创企业发展因素中，只有先前工作经验与企业绩效表现出了明显的正相关关系，即具有类似行业经验的高管更为熟悉企业的经营环境，了解目标客户，并胜任复杂的管理决策。具有丰富工作经验高管的加入，也更能传递出这是一家有发展前景的高增长企业[62]。基于此，提出以下假设。

假设3b 家族企业代际传承中更可能引入具有行业经验的高管。

相似地，Li和Zhang(2007)[63]的研究表明，高管职能经验对帮助企业探索新的市场机会并进而促进企业成长至关重要。丰富的职能经验有助于企业持续获得竞争优势，并随高管的流动为转移，促进其相关专业知识和技能的进一步学习和发展[64]。此外，Aspelund等(2005)[65]着重强调了职能经验异质性对降低企业经营失败可能性的重要作用。而管理者事先接触过的不同产品和策略，也会反映到未来产品开发、生产及销售的决策制定中，影响投资者和其他参与者对企业潜力的评估[66]。基于此，提出以下假设。

假设3c 家族企业代际传承中更可能引入具有职能经验的高管。

三、研究设计(一)样本选取与数据来源

本文以我国家族上市公司为研究对象，将继任者担任董事长或总经理作为代际传承的标志。首先，依据苏启林和朱文(2003)[67]对家族企业的界定标准，从A股民营上市企业中筛选出331家上市家族企业，数据均来源于CSMAR数据库，并剔除了ST类、金融性企业以及数据缺失过多的异常样本。其次，根据公司股票代码和巨潮资讯网“报告全文”模块获取了这些家族上市公司的年度报告，并进一步结合企业高管的亲缘关系(如下所示)，对企业年报中历年“董事、监事和高级管理人员持股变动”和“公司董事、监事、高级管理人员变动情况”高管名单变化进行对照，确定发生家族企业代际传承的年份。根据手工搜集数据，本研究发现我国家族企业代际传承多发生在2004年之后，因此选定2004-2015年为样本区间。最后，剔除传承期前一年仍未上市的企业(方便计算高管变更值)；剔除继任者为家族外部成员和非“子承父业”传统继承模式下的企业；剔除因股权转让而发生高管团队“大换血”的企业，最终获得89个有效样本企业。依据证监会上市公司行业标准，共涉及九个行业，其中82.02%为制造业。

此外，家族上市公司中高管团队的原始数据均主要来自公司年度报告：(1)高管成员职位状况、年龄、学历等背景资料主要从“董事、监事和高级管理人员基本情况”模块获得，缺少信息通过企业的其他公开资料、官网或搜索引擎进行补充。(2)所持股份情况和家族成员的亲缘关系则具体披露在“前10名股东持股情况”“股东关联关系或一致行动说明”和“本公司与实际控制人之间的产权及控制关系方框图”中。由于部分亲缘关系并未在公司年报中披露，对其余未揭示亲缘关系的高管，均借助百度等搜索引擎进一步确认其与实际控制人之间的关系。

(二)变量定义

1.高管变更值(TMTR)

本文定义的高管团队是指在上市公司年报中所披露的董事长、总经理、副总经理、监事会主席、财务总监等职务的高级管理人员。基于Crutchley等(2002)[68]对平衡性指数的测量，采用1与SI值的差值计算高管变更值，计算公式如式(1)(2)。SIt-1,t+1表示t-1时刻至t+1时刻的高管团队稳定性；Mt-1、Mt+1分别表示高管团队在t-1时刻和t+1时刻的人数；#(St-1\St+1)代表在t-1时刻至t+1时刻一直在高管团队任职的成员数目，#(St+1\St-1)则表示t-1时刻至t+1时刻新聘用的高管人数。SI值越趋近于1说明高管团队的稳定性越高，相对应地在t时刻发生高管变更的程度越低。

   
   
   

(1)

TMTR=1-SIt-1,t+1

(2)

2.家族管理权权威(MA_p)

参照李婧和贺小刚(2012)[33]的做法，以任职职位的高低为指标对家族管理权权威进行测量。首先，对高管团队中各成员所担任的职位进行赋值，具体职位等级系数p参照贺小刚和连艳玲[69]的研究；然后，分别计算出高管团队中家族成员以及整个高管团队所拥有的管理权总和mf、m。家族管理权权威即家族成员所拥有的管理权在整个高管团队的管理权占比，计算公式如式(3)。MA_p值越高，说明家族成员在高管团队中所拥有的管理权权威越大。

   

(3)

3.家族所有权权威(SA)

参照李婧和贺小刚(2012)[33]的做法，以持股数量作为所有权大小的衡量指标。高管团队中家族成员的总持股数sf在整个高管团队所持股份s中的占比即家族所有权权威。SA值越大，说明家族成员在高管团队中所拥有的所有权权威越高，计算公式如下

   

(4)

4.控制变量

为了更准确地分析家族权威对高管变更的影响，本文综合现有文献，主要从组织层面和治理层面两个方面选取如下控制变量，并对年份和企业所处行业进行控制。

(1)企业规模(Size_f)。企业规模体现着企业资源获取以及利益相关者相关关系的复杂程度，企业规模越大，其业务越复杂，处理利益相关者关系所带来的成本和挑战也就越高，因此对企业进行高管变更意愿的影响越大。

(2)企业寿命(Life)。代际传承与企业成立时间的跨度越长，内部治理结构和人事制度安排越趋于完善，因而进行高管变更的可能性越低。

(3)企业绩效(Perf)。企业绩效直接影响着企业的战略行为，营业收入增长率作为衡量企业绩效的重要指标，前一年较高的增长率代表了企业良好的发展潜力和明确的发展方向，从而削弱高管变更的倾向。

(4)董事会规模(Size_b)。董事会作为企业内部治理机制的重要一环，能够反映家族对企业的控制程度，并影响企业权威的分配与战略制定[18]。董事会规模越大，其治理能力的发挥越强，从而加大了高管因业绩不佳被解雇的风险。

(5)两职合一(Dual)。两职合一将赋予控制家族更大的权利和自由度，增加其更换高管的可能性。

以上具体变量及高管背景特征变量如表1所示。其中，政治关联和金融关联的变量设定参照邓建平和曾勇(2011)[44]的做法，连锁董事参照Mizruchi(1996)[50]给出的定义，行业经验和职能经验的测量采用邓浩等(2016)[70]的方法。

(三)模型建构与研究方法

运用Logistic回归分析对家族权威与高管变更的逻辑关系进行检验，构建如下计量模型。其中，高管变更值(TMTR)为被解释变量，解释变量家族权威区分家族管理权权威(MA_p)和家族所有权权威(SA)，ΣControl表示全部控制变量，Year和Ind分别表示年度和行业固定效应，ε为随机干扰项。根据前文分析，这里预测α1和α2显著为负，即控制家族会因组织合法性不足而主动选择高管变更。

TMTR=α0+α1×MA_p+α2×SA+αj×ΣControl+αy×Year+αi×Ind+ε

(5)

为清晰地刻画高管变更的去留特征，本文分别从留任、离任和新聘用高管三个层面对高管团队进行划分，进而对总样本进行组间差异性检验。

表1 变量定义表

     

变量类型变量名称变量符号变量描述被解释变量高管变更值TMTR1与平稳性指数SI的差值解释变量家族管理权权威MA_p高管团队中家族成员职位系数与高管团队成员职位系数之比家族所有权权威SA高管团队中家族成员总持股量与高管团队成员总持股量之比控制变量企业规模Size_f员工总数的自然对数企业寿命Life继任年份与企业创立年份的差值企业绩效Perf继任前一年的营业收入增长率董事会规模Size_b董事会全体人数两职合一Dual哑变量,家族成员是否同时兼任董事长和总经理,是赋值为1,不是赋值为0年份Year哑变量企业所属行业Ind哑变量高管背景特征变量政治关联Pol哑变量,曾经或现在是否担任政府官员、军队官员、人大代表或政协委员,是赋值为1,不是赋值为0金融关联Fin哑变量,曾经或现在是否具有银行、证券公司、期货、保险、基金和信托等金融机构工作背景,是赋值为1,不是赋值为0连锁董事Lock哑变量,现在是否同时在两家或两家以上企业董事会任职,是赋值为1,不是赋值为0年龄Age高管留任/离任/选聘当年的年龄受教育程度Edu哑变量,取高管的最高学历,高中及以下赋值为0,专科赋值为1,本科赋值为2,研究生赋值为3,博士及以上赋值为4行业经验Ind哑变量,曾经或现在是否在行业内其他类似企业、企业上下游等关联企业或该领域行业协会任职,是赋值为1,不是赋值为0职能经验Fun哑变量,曾经或现在是否在人力资源、行政、市场营销、生产等部门任职,是赋值为1,不是赋值为0

四、实证分析(一)家族权威与高管变更

1.描述性统计分析

各变量相关性检验结果、均值及标准差见表2。由表2可知，家族管理权权威和家族所有权权威与高管变更值显著负相关，这为假设1、假设1a、假设1b提供了初步证据。企业规模与董事会规模的正相关关系，表明企业规模越大，家族企业主越倾向于设立董事会，董事会拥有的职能越大。而家族所有权权威与企业寿命、企业绩效显著正相关，说明若想实现家族企业长期价值与持续发展目标，保证家族对企业所有权的控制是关键。

表2 变量的相关性检验结果和描述性统计

     

变量TMTRMA_pSASize_fLifePerfSize_bDualTMTR1———————MA_p-0.2961——————SA-0.2660.1341—————Size_f-0.132-0.0110.0021————Life-0.191-0.1000.2450.0791———Perf-0.126-0.0060.2290.0270.1491——Size_b-0.149-0.165-0.1540.276-0.107-0.0221—Dual-0.0710.201-0.119-0.114-0.0670.066-0.1931均值0.3540.1780.8943.16616.0560.1859.3150.360标准差0.1610.0680.1850.5346.9440.3131.4740.483

注：***、**、*分别表示1%、5%、10%的显著性水平。

2.回归结果分析

为防止多重共线性问题，首先对所有回归方程进行多重共线性检验，结果显示方差膨胀因子(VIF)均在2以下，基本排除了多重共线性问题。此外，DW值均在2附近，通过对照DW检验表，结果亦显示回归方程不存在自相关性。

检验结果如表3所示。表3报告了高管变更值作为因变量，家族管理权权威和家族所有权权威分别为自变量的直接效应。Model 1为仅放入控制变量的基准模型回归结果，Model 2和Model 3将家族管理权权威和家族所有权权威分别作为自变量放入回归模型。Model 2结果显示，家族管理权权威系数为-0.650，且在5%水平上显著，说明在企业内部家族管理权权威越弱，越倾向于高管变更，假设1a得到支持。Model 3显示，家族所有权权威系数为-0.350，并在1%水平上显著，说明在企业内部家族所有权权威越弱，越倾向于高管变更，假设1b得到支持。Model 4则将两个自变量同时放入模型，回归结果与之前保持一致，都与高管变更显著负相关，即在家族企业代际传承中，家族权威越弱越倾向于高管变更，假设1得到验证。

第三期(1640-1645)：崇祯十三年至弘光元年。祁彪佳完成寓园主要景点后，由于祁母去世节哀守丧，加之山阴、会稽一带江南饥荒波及，他无心力、财力再对寓园继续大规模的营造，只能建一些楼廊小阁，砌池、整花石，栽种树木花草。如崇祯十三年十一月二十四日，为新建成的茅庵命名为“竺(竹)深留客处”[4]第6册39；崇祯十四年五月二十一日“督庄奴卸屋为古樟砰一小亭”[4]第7册38，六月十八日，“古樟砰一阁已稍有成规，登而憩之，为园中最幽胜地”[4]第7册43。因而三期工程“深在思致，妙在情趣”[5]8，情致所至，随意点染。

(二)高管变更策略

1.描述性统计分析

经统计，本文共得到高管成员1 862个观测值，出于严谨性考虑，由于独立董事自身往往带有大量背景特征要素且受任期限制，故在对离任层面进行高管检验时，剔除了因任期届满而不得不离任的独立董事样本。相应地，在最终样本中也不包括因独立董事离任而继任的独立董事。最终，高管团队总计得到1 597个观测值，其中留任高管共计887人；离任高管共计371人；新聘用高管共计339人。

表3 家族权威与高管变更的主效应回归结果

     

变量Model 1Model 2Model 3Model 4Size_f-0.005(-0.137)-0.007(-0.189)0.004(0.109)0.002(0.046)Life0.004(1.506)0.003(1.372)0.006(2.304)0.005(2.118)Perf-0.080(-1.482)-0.080(-1.543)-0.038(-0.743)-0.043(-0.852)Size_b-0.012(-1.008)-0.017(-1.450)-0.020(-1.758)-0.023(-2.035)Dual-0.006(-0.169)0.005(0.144)-0.020(-0.566)-0.010(-0.279)MA_p—-0.650(-2.607)—-0.485(-2.033)SA——-0.350(-3.855)-0.313(-3.443)C0.518(3.246)0.679(4.088)0.889(5.047)0.970(5.470)YearControlledControlledControlledControlledIndControlledControlledControlledControlledF1.8902.6223.7943.963Adj-R20.0660.1280.2030.233

注：括号内为回归系数的t统计量；***、**、*分别表示1%、5%、10%的显著性水平。

表4汇报了各层面高管背景特征变量的相关系数和描述性统计结果。由表4可以看出，年龄与政治背景、连锁董事及行业经验变量显著正相关，即年长的企业高管在实践中往往会积累相当丰富的行业经验，并因高资历而身居要职。在留任层面和离任层面，年龄与受教育程度显著负相关，而在新聘用层面，年龄与受教育程度显著正相关，说明企业中本身受教育程度不高，与家族创始人一同经历了艰苦创业过程的创业元老们正在逐步退位，接受过高等教育、具备海外留学背景的新生代正越来越多地流入企业。受教育水平与金融关联和连锁董事变量的正相关关系，表明金融人才往往具有着较高的教育背景，高学历使高管获得的优质社会资源及应对复杂商业环境的能力也被认为是其能够胜任企业董事的重要考核指标之一。此外，政治背景、金融背景与连锁董事变量显著正相关，即政治、金融关联作为一种为企业创造价值的显性信号能够增加高管在多个企业受聘任职董事的可能性。

表4 高管背景特征的相关性系数检验结果和描述性统计

     

AgeEduPolFinLockIndFun留任高管层面(N=887)Age1——————Edu-0.0581—————Pol0.241-0.0311————Fin-0.0010.1290.0081———Lock0.1190.1990.1190.1481——Ind0.1580.0230.094-0.0890.1141—Fun-0.115-0.081-0.051-0.041-0.086-0.0231平均值45.882.070.140.050.150.480.07标准差10.6010.9840.3450.2080.3620.5000.263离任高管层面(N=371)Age1——————Edu-0.1341—————Pol0.2510.0821————Fin-0.0280.188-0.0161———Lock0.0980.1830.1210.1821——Ind0.256-0.0260.111-0.1320.1451—Fun-0.053-0.028-0.034-0.064-0.083-0.0261平均值46.611.900.120.050.090.370.07标准差11.3600.9550.3270.2260.2810.4830.251新聘用高管层面(N=339)Age1——————Edu0.1231—————Pol0.1750.0911————Fin0.0870.2490.0381———Lock0.2150.2730.1190.2731——Ind0.1480.1500.145-0.1220.1201—Fun-0.020-0.124-0.081-0.012-0.041-0.1411平均值41.832.120.080.080.100.360.13标准差8.6270.9350.2710.2670.3010.4800.337

注：***、**、*分别表示1%、5%、10%的显著性水平。

2.方差检验结果分析

分样本方差检验结果如表5所示。由表5可知，(1)从政治关联上看，组2的分样本检验结果表现出了显著的差异性，且均值差为正值，即在家族企业代际传承中更可能留任具有政治关联的高管，假设2a得到支持。(2)从金融关联上看，组3的分样本检验表现出明显的差异性，但均值差为负值，说明新聘用高管相较留任高管具备着更多的金融背景信息，假设2b未到证实。其原因可能在于我国金融市场呈现出起步晚发展速度慢的特征，近几年才表现出对金融人才的旺盛需求，因此相较留任的具有金融背景的高管，引入的金融人才更多。(3)组1与组2的分样本在连锁董事上均存在显著性差异，且留任高管样本的均值明显高于离任及继任高管样本，这表明在家族企业代际传承中更可能留任连锁董事，假设2c得到支持。基于此，本文认为假设2获得证实，在家族企业代际传承中控制家族更倾向留任具有“连带”特征的高管以增强组织合法性。(4)组2与组3的分样本在年龄上均存在显著性差异，且继任高管样本的均值明显低于留任及离任高管样本；而从受教育水平上看，组1与组3的分样本均存在显著性差异，留任高管及继任高管样本的均值均明显高于离任高管样本，但组3的平均值之差相较更大，说明家族企业代际传承中的高管变更，普遍会引入年龄较低且受教育程度高的高管，假设3a得到支持。(5)从行业背景上看，分样本检验结果显示，组1与组2均具有显著的差异性，且留任高管样本的均值明显高于离任及继任高管样本，即留任高管表现出了相较新增高管更丰富的行业经验，这与本文的假设冲突，假设3b未得到证实，这可能是由于继任高管从业时间较短，任职经历尚不丰富造成的。(6)在职能经验上，组2、组3分样本的组间差异性也非常显著，且平均值之差均为负，说明家族企业代际传承中的高管变更，更倾向引入具有职能经验的企业高管，假设3c亦得到证实。综上，假设3得证，家族企业代际传承中聘用具有“职业化”信号的高管以增强组织合法性的可能性更高。

表5 分组差异检验

     

组别统计量123留任高管与离任高管留任高管与新聘用高管离任高管与新聘用高管“连带”信号PolFinLock平均值差0.0200.0600.040T值0.4390.0020.064平均值差-0.018-0.030-0.030T值0.5040.0500.222平均值差0.0810.050-0.010T值0.0000.0080.521“职业化”信号AgeEduIndFun平均值差-0.7304.0504.780T值0.2720.0000.000平均值差0.170-0.050-0.220T值0.0060.4170.002平均值差0.1100.1200.010T值0.0000.0000.790平均值差0.012-0.060-0.060T值0.6610.0070.006

注：***、**、*分别表示1%、5%、10%的显著性水平。

(三)稳健性检验

为了保证以上研究结论的稳定性，本文采取以下方法进行稳健性检验。首先，计算高管团队中所有家族成员的管理权总和，检验管理权绝对值与高管变更之间的关系。其次，计算家族成员持有的股本之和占企业总股本的百分比，检验所有权相对大小与高管变更之间的关系。基于部分家族控制人不参与企业经营的特殊情况，对所有权变量进行1%水平上的缩尾处理，以消除极端值的影响。回归结果如表6所示，可知家族成员所拥有的管理权总和系数为负，且在5%水平上显著；家族成员持有的所有权占比与高管团队变更负相关，并在1%水平上显著，回归结果依然符合预期，说明研究结论较为稳健，进一步支持了研究假设。在方差检验中，组1、组2、组3的研究相互支持，亦可验证假设，认为结论是稳健的。

表6 家族权威与高管变更的主效应回归结果(稳健性检验)

     

变量Model 1Model 2Model 3Size_f-0.002(-0.043)-0.014(-0.352)-0.024(-0.674)Life0.003(1.361)0.006(2.631)0.006(2.324)Perf-0.077(-1.479)-0.047(-0.877)-0.112(-2.192)Size_b-0.008(-0.671)-0.012(-1.022)-0.004(-0.350)Dual-0.001(-0.020)0.006(0.156)0.004(0.120)MA_p-0.058(-2.401)-0.054(-2.212)SA-0.258(-2.972)-0.170(-1.869)C0.576(3.668)0.585(3.440)0.648(4.028)YearControlledControlledControlledIndControlledControlledControlledF2.4723.1094.269Adj-R20.1180.1760.271

注：括号内为回归系数的t统计量；***、**、*分别表示1%、5%、10%的显著性水平。

五、进一步研究：继任者背景特征的调节作用

上述研究揭示，家族企业代际传承过程中伴随着高管团队调整主要是由家族权威不足引起的。而继任者本身承载着的客观信息——个人特征与资源禀赋也会被利益相关者作为评价其是否“合格”的依据，同时被赋予相应的合法性[71]。基于外界对继任者背景资料的了解和探知，继任者能力结构、认知层次与企业的匹配程度也将为控制家族“锁定”。因此，继任者背景特征是否会对组织合法性产生影响，对家族权威与高管变更之间关系的作用机理还有待进一步考察。本文选取继任者受教育程度、海外留学经历及外部任职经历三个具有代表性变量与家族权威进行交互检验，构建计量模型。其中，被解释变量、解释变量及控制变量的含义与指标均与前文相同，ΣSuc为继任者背景信息，Year和Ind则分别表示年度和行业固定效应，ε为随机干扰项。

表7 继任背景特征的调节作用

     

变量Model 1受教育程度(Edu_s)海外留学经历(Stu_s)外部任职经历(Out_s)Model 1AModel 1BModel 1CModel 1DModel 2AModel 2BModel 2CModel 2DModel 3AModel 3BModel 3CModel 3DSize_f-0.005(-0.137)-0.008(-0.234)0.002(0.055)-0.000(-0.010)0.001(0.028)-0.011(-0.319)-0.009(-0.264)-0.004(-0.106)-0.004(-0.134)-0.007(-0.190)-0.013(-0.388)0.004(0.105)0.005(0.138)Life0.004(1.506)0.004(1.422)0.004(1.504)0.006(2.480)0.006(2.624)0.003(1.392)0.003(1.276)0.006(2.388)0.006(2.586)0.003(1.341)0.004(1.678)0.005(2.263)0.006(2.256)Perf-0.080(-1.482)-0.083(-1.576)-0.095(-1.822)-0.044(-0.864)-0.040(-0.778)-0.089(1.687)-0.091(-1.720)-0.050(-0.988)-0.054(-1.104)-0.079(-1.467)-0.073(-1.396)-0.037(-0.695)-0.036(-0.686)Size_b-0.012(-1.008)-0.017(-1.371)-0.016(-1.369)-0.019(-1.641)-0.021(-1.837)-0.015(-1.231)-0.015(-1.227)-0.017(-1.472)-0.013(-1.143)-0.017(-1.428)-0.017(-1.464)-0.020(-1.732)-0.019(-1.652)Dual-0.006(-0.169)0.007(0.191)-0.001(-0.036)-0.015(-0.428)-0.024(-0.685)0.012(0.325)0.009(0.254)-0.009(-0.255)-0.016(-0.477)0.005(0.145)0.004(0.120)-0.019(-0.562)-0.020(-0.570)MA_p—-0.635(-2.506)-1.887(-2.575)——-0.638(-2.554)-0.830(-2.251)——-0.651(-2.590)-0.162(-0.504)——SA———-0.355(-3.909)-0.779(-2.710)——-0.366(-4.047)-0.536(-4.890)——-0.350(-3.830)-0.321(-2.624)Edu_s—0.009(0.408)-0.105(-1.591)0.021(1.040)-0.142(-1.329)————————Stu_s—————0.032(0.937)-0.031(-0.324)0.051(1.584)-0.339(-2.188)————Outs—————————0.002(0.064)0.202(2.197)0.002(0.072)0.058(0.368)MA-P×Edu_s——0.553(1.818)——————————SA×Edu_s————0.179(1.554)————————MA-P×Stu_s——————0.349(0.709)——————SA×Stu_s————————0.434(2.571)————MA-P×Out_s——————————-1.114(-2.333)——SA×Out_s————————————-0.062(-0.361)C0.518(3.246)0.653(3.666)0.866(4.103)0.842(4.637)1.236(3.974)0.656(3.904)0.692(3.928)0.874(5.002)0.968(5.604)0.678(4.042)0.613(3.702)0.888(4.998)0.850(4.116)Year—ControlledControlledControlledInd—ControlledControlledControlledF1.8902.3252.4843.4963.4442.4242.2183.7154.2422.3022.7323.3312.978Adj-R20.0660.1190.1440.2030.2170.1270.1220.2170.2690.1180.1640.1930.184△R2—0.0530.0250.1370.0140.061-0.0050.1510.0520.0520.0460.127-0.009

注：括号内为回归系数的t统计量；***、**、*分别表示1%、5%、10%的显著性水平。

TMTR=α0+α1×MA_p+α2×SA+α3×MA_p×ΣSuc+α4×SA×ΣSuc+αj×ΣControl+αy×Year+αi×Ind+ε

(6)

表7报告了继任者背景特征对家族权威与高管变更之间关系的调节作用。研究发现，受教育程度和海外留学经历对家族权威与高管变更具有正向调节作用，而外部任职经历则表现出显著的负向调节，反映出继任者背景特征对组织合法性的不同影响，进而弱化或强化控制家族因家族权威不足而进行高管变更的动机。出现此结果的原因可能在于，外部任职往往被认为是缺少与企业共同成长经历的表现，由于企业间实际发展状况的差异，继任者“水土不服”更可能带来与企业战略相悖的“新奇”观点使企业发展偏离主线；且外部任职经历还将大大缩短继任者与企业其他管理层成员或员工的共事时间，从而很难赢得他人的信任与认可。而高学历和海外留学经历则可以间接地反映出继任者对学科前沿知识的掌握和其所拥有的优质人脉资源，从而加强外界对自身的认同，仅对整个高管团队带来较小幅度的人事调整。

六、结论与讨论

在对相关理论及研究进行回顾的基础上，本研究从合法性视角对家族企业代际传承中高管变更现象的内在作用机理进行研究。通过对2004-2015年89个上市家族企业基于Logistic回归检验与T检验发现，家族权威是影响家族企业代际传承高管变更的主要原因，家族管理权权威、家族所有权权威与高管变更显著负相关。具体来讲，权威是评定合法性的重要标准，家族企业主要基于家族权威以完成各种资源的配置活动，所以在组织合法性不足的代际传承阶段，控制家族必然主导高管变更行为。且高管变更战略的实施并不是盲目的，家族企业极为重视高管背景特征要素信号效应的对外传递，留任高管与新聘用高管在社会资本与人口统计学特征上均具有显著差异。留任层面更大程度上保留了具有政治关联、任职连锁董事的高管，而新聘用层面则注重引入更多年轻、受教育程度高且职能经验丰富的高管，用以缓解代际传承中面临的合法性压力。进一步研究还发现，继任者背景特征对家族权威与高管变更之间关系起到了一定的调节效应，其中较高的受教育程度及海外留学背景为利益相关者们所喜好，作为高质量的保障弱化了家族权威与高管变更之间的负相关关系，而外部任职经历则对二者关系起到了反向调节作用。

“自古创业而失之者少，守成而失之者多。”针对企业不同的合法性而借助高管变更这个手段来构建对组织有利的结构形态，进而顺利推动家族企业传承是控制家族主观谋求合法性所做出的努力，合法性诉求与企业长期经济繁荣的目标相一致[72]。以上研究结论经过了严密的理论推演，也符合中国传统文化下“一朝天子一朝臣”的王朝更迭现象和历史规律。

本研究不仅从理论上丰富了家族企业合法性研究，对代际传承中的高管变更动机和策略制定做了有益拓展，更对家族企业传承实践给予了指导和解释。可为当前面临代际传承的家族企业提供的借鉴有，首先，传承人应事先制定好完善的传承计划，做好“扶上马，送一程”的准备。其次，应尽早安排继任者进入家族企业工作，一方面，相较于企业家能力和资源禀赋可以通过继任者的后天努力和学习获得，风险承担能力、战略眼光和企业家精神等只有在父辈的言传身教中继承；另一方面，组织中其他管理层和员工的认同也是影响继任者权威树立的重要因素，继任者为企业成长做出的贡献和取得的成绩将有助于赢得他人的信任与认可[16]。最后，“连带”信号保留策略和“职业化”信号增强策略是家族企业代际传承中高管变更的合法性策略，组建的新领导班子将发挥支持者的角色对继任者进行辅助，并凭借自身拥有的背景特征信号增强外部利益相关者对企业未来发展的信心。

本文有关合法性对代际传承中高管变更的影响，可为后续研究提供的启示有，就合法性而言，本研究初步解释了家族权威对高管变更的影响，后续研究可从股价变动、外界评价等角度对合法性进行拓展，开展更深层次的探讨；就高管变更而言，后续研究可对高管团队成员与继任者之间的人际关系网络做进一步讨论。

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Inter-generational Transition and TMT Turnover of Family Business: Theoretical Interpretation Based on Legality

WU Jiong, HU Jing-chan

(Glorious Sun School of Business and Management, DongHua University, Shanghai 200051, China)

Abstract：The inter-generational transition of family business is often accompanied by a corresponding adjustment of top management team. This paper takes a sample of family-owned companies with inter-generational inheritance from 2004 to 2015, combines the two themes of inter-generational inheritance and TMT turnover, and studies the internal relations between family business heritage and TMT turnover from a legitimacy perspective. Selecting family authority as an alternative indicator of legality measurement. Studies have shown that family authority is the main factor affecting TMT turnover during the inter-generational transition period. The control family will make initiative selection of TMT turnover due to the insufficient legality of the company. And family businesses attach great importance to the external transmission of the signal effect of the senior executive background, by reserving executives with “associated” signals and introducing “professional” signals to ease the legality pressure of inter-generational transmission period. Further research also find that the personal background characteristics of successors have a certain regulatory effect on the relationship between family authority and TMT turnover. In response to the different legitimacy of companies, the organizational structure will be optimized through the means of TMT turnover, as well as the family heritage will be positively promoted. This article not only theoretically enriches the research on the legitimacy of family business, makes a useful expansion of the motivation and strategy formulation of TMT turnover in inter-generational transmission, but also has realistic guiding significance for the practical of family business inheritance practice.

Key words：inter-generational transition; TMT turnover; legitimacy; family firm