摘要：通过整合新制度理论和信号理论，本文探讨了家族控制权涉入与战略趋同之间的关系，并分析了董事长—CEO 两职分离、CEO 身份，以及行业绩效期望差距的调节作用。基于中国家族上市公司2009~ 2013年的数据分析，本文得到以下研究结论：第一，随着家族控制权的增加，企业为抵消外部利益相关者的质疑并赢取合法性，战略趋同程度也会增大；第二，当董事长和CEO 两职分离时，董事会监督效力的提升以及信息不对称程度的下降传递了公司治理有效的信息，减弱了外部利益相关者对家族企业的质疑，从而企业表现出更低程度的战略趋同行为；第三，家族企业在两职分离后任命非家族CEO 时，职业经理人较高的职业声望、企业目标导向传递了公司决策过程客观的信息 ，这既减轻了外部制度压力也缓解了家族企业的资源困境，从而降低了家族企业的战略趋同程度 ；最后，当公司经营业绩高于行业期望水平时，组织因其战略有效而赢得了合法性，家族企业的战略趋同程度也随之减弱。本文对于家族企业治理结构与战略行为关系的研究有一定的理论意义和实践指导价值。关键词：家族企业 战略趋同 两职分离 CEO 身份 行业绩效期望差距一、问题的提出近年来随着中国经济结构调整的加快，民营企业的治理结构和发展战略也经历着转型与升级。企业之间战略如何竞争演化，以及治理结构等因素的差异又将如何影响企业的战略选择，正成为理论与实践中的热点话题。战略趋同—偏离指一个企业相对于同行业其他企业在战略发展方向上的变化，即企业的发展战略是否与行业惯例或竞争者的一般战略相一致，是企业发展过程中对过去选择的、目前正在实施的战略进行调整和变革的重要方式（Crossland et al. ，2014；Delgado-García and LaFuente-Sabaté，2010）。 不同程度的趋同或偏离，使有的企业战略发展与行业主要趋势日益相似，有的却会“独具一格”，与竞争者不同。家族企业作为一种普遍存在的组织形式，一些学者认为其战略趋同程度更高（Berroneet al. ，2010；Miller et al. ，2013a），更倾向于选择从众战略而不是“独具一格”。上述研究基于简单的家族企业与非家族企业二分法，其隐含假设是家族企业之间是同质化的。然而，由于治理结构、资源禀赋和企业目标上的差异（Chrisman et al. ，2013），相对于家族与非家族企业，家族企业之间在战略行为和企业绩效上都表现出更大的异质性（Luo and Chung ，2013；Miller et al. ，2011，2007），因而更有必要对家族企业之间的战略趋同行为差异进行关注。家族涉入是家族企业的重要特征。不同程度的家族涉入导致家族控股股东在追求非经济目标时的自主权差异，从而使家族企业之间在一系列战略行为上表现出更大的异质性，例如从众还是独具一格？*——中国家族企业战略趋同的实证研究□巩 键 陈 凌 王健茜 王 昊* 本文得到国家自然科学基金面上项目（71272172）、福建省自然科学基金（2016J 01335）、福建省社科规划项目（FJ 2015C 113）资助。作者特别感谢AMJ 副主编（2008~ 2010）、美国中佛罗里达大学商学院James Combs 教授以及加拿大卡尔加里大学哈斯肯商学院Jess Chua教授的建设性意见，同时感谢浙江大学管理学院傅颖博士提供的有价值观点，本文文责自负。王健茜为本文通讯作者。从众还是独具一格？工商管理理论论坛- - 110《管理世界》( 月刊)2016年第11期并购行为（Miller et al. ，2010）、国际化战略（Ar⁃regle et al. ，2012）、研发投入（Chrisman and Patel，2012）等。因此，探寻家族涉入对企业战略趋同行为的影响有着重要的理论和实践意义，同时拓展了从公司治理视角考察企业战略行为动因的研究边界（Fiss and Zajac，2004）。本文认为，在上市的家族企业中，家族控制权涉入是影响战略趋同行为的重要因素。这是因为战略趋同是企业应对外部制度压力，构建合法性的重 要 手 段（Deephouse，1996；Westphal et al. ，1997）。 家族控制权的提高赋予了家族控股股东更大的自主权和能力去追求家族目标（Chrisman etal. ，2012），增加了家族控股股东与外部利益相关者的信息不对称程度，使得外部利益相关者面临更大的利益侵占风险，从而放大了他们对家族上市公司的合法性质疑。特别是掌握企业控制权的控股家族对中小股东利益侵害的潜在可能性，是对于家族上市公司合法性质疑的一大根源（Claessens et al. ，2000；Morck et al. ，1988）。 为了维护家族控制的合法性，家族上市公司需要通过补偿性的战略趋同行为来换取外部支持。另外需要注意的是，在面临合法性压力时，企业不只是被动的顺从外部制度压力（Oliver，1991；1992；Pache and Santos ，2010）。 通过向外界释放合法性信号，例如治理结构调整和业绩的良好表现，组织可以获得外部利益相关者的认可，缓解应对制度压力的需求并最终影响企业的战略选择（Certo，2003；Higginsand Gulati，2006）。 因此，通过整合新制度理论与信号理论，本文探讨不同的治理结构、决策机制和绩效表现下，家族涉入程度对战略趋同的影响是否会发生变化，并尝试回答以下问题：第一，在上市的家族企业中，家族控制权涉入如何影响企业的战略趋同行为？第二，两职分离、非家族CEO 以及行业绩效期望差距等组织情境要素如何影响家族控制权涉入与战略趋同的关系。本文的理论贡献主要体现在以下方面：第一，在家族企业情境中用制度理论解释企业的战略趋同行为，特别是关注了家族控制权涉入这一重要前因，为全面理解战略趋同行为的产生动机和分析影响其实施的情境机制提供了新的理论视角。第二，结合信号理论，本文考察了家族企业在应对外部制度压力时的能动性，尤其是探讨了两职分离、CEO身份以及行业绩效期望差距作为合法性信号的调节效应，打破了组织被动顺从外部压力的刻板认知，有利于完善制度理论的边界条件。第三，本文拓展了家族企业异质性的研究，揭示了家族企业随着治理结构和行为表现的差异而呈现出战略选择的多样性，在中国情境下加深了对家族企业异质性战略行为的理解和认识。二、理论分析与研究假设（一）组织的合法性需求与家族企业的战略趋同程度新制度理论认为，组织行为受到追求规范的合法性驱使，组织普遍采用广为接受的形式和做法，而不管这些形式和做法是否有助于提高其运作效率（Deephouse and Suchman ，2008）。 合法性由具体的监管部门、一系列的利益相关者、媒体，甚至社会公众等赋予（Heugens and Lander ，2009；Johnsonet al. ，2006）。 组织通过获取关键利益相关者的理解和认可来构建合法性，受到外部支持的组织能够从股东、债权人、供应商、行业协会和监管机构等关键利益相关者那里获取稀缺的资源（Cohenand Dean，2005；Higginsand Gulati，2006）、构建社会声誉（Deephouse and Carter，2005）等，有助于企业的生存。现有研究表明，战略趋同行为，即企业战略与行业惯例或竞争者的一般战略相一致（Deephouse，1999；Miller and Chen，1996），是组织构建合法性的重要手段之一（Deephouse，1996；Westphal et al. ，1997）。 因为行业内通行的做法往往是被利益相关者普遍接受的、被视为“合法的”行为（Carroll and Hannan，1995；Strang and Soule，1998）。尽管所有组织在面临外部合法性压力时都需要不同程度的战略趋同，但是这种趋势在上市的大型家族企业中会表现得更为明显（Miller et al. ，2013a）。 这是因为：第一，上市公司透明度高，受到投资者、大众媒体和政府部门等外部利益相关者的严密监管，任何偏离行业惯例的行为都会被探知并被视为不恰当的甚至是“不合法的”（Baumand Powell ，1995）。 第二，家族股东可能会利用企业资源追求家族导向的非经济目标（Chrisman et- - 111al. ，2012），例如为能力不足的家族成员提供工作岗位（Schulzeet al. ，2003；2001），保持家族控制而不惜牺牲经济利益（Gomez-Mejia et al. ，2007），以及家族王朝的代际延续（Chrisman et al. ，2005）等。追求上述家族利益往往与经济绩效的最大化相冲突，更容易损害外部利益相关者的利益。为了抵消外部利益相关者对家族控股股东滥用企业资源的质疑，家族上市公司需要在战略选择上表现出更多的趋同行为。第三，家族上市公司对外部利益相关者的资源高度依赖，家族企业有限的家族“资源池”难以提供企业后续发展所需的人力资本和金融资源（Bennedsen et al. ，2007；Bertrandand Schoar ，2006）。 而缺乏资源或者资源依赖度高的组织更倾向于战略趋同（Deephouse and Such ⁃man ，2008；Miller and Chen，1996）。 最后，战略趋同有助于家族控股股东建立家族的社会声誉和影响力（Berroneet al. ，2010）。（二）家族控制权：战略趋同的重要决定因素现有研究表明，家族企业这种独特的组织形式能够导致外部利益相关者更高的合法性质疑，从而使得家族企业相对于非家族企业表现出更多的战略趋同行为（Berrone et al. ，2010；Miller et al. ，2013a）。 但上述研究基于简单的家族企业与非家族企业二分法，其隐含假设是家族企业是同质化的群体。然而，目前家族企业领域的研究者已经开始关注家族企业之间的异质性（Chrisman et al. ，2013；Chuaet al. ，2012）。 实证研究也表明，在战略行为和企业绩效上，家族企业之间相对于家族与非家族企业表现出更大的差异，这种差异源于家族企业在治理结构、资源和企业目标上的不同（Luo andChung ，2013；Miller et al. ，2011，2007）。 因此，本文从家族企业异质性视角出发，尝试探讨上市家族企业之间的战略趋同差异及其影响因素。家族企业特异性行为的产生需要意愿和能力的统一，两者缺一不可（DeMassis et al. ，2014）。 一方面，家族控股股东对家族非经济目标的追求是家族企业特异性行为产生的内在动机；另一方面，家族控制能力使得对家族目标的追求能够落实在企业战略决策中，是家族企业特异性行为产生的组织保障。本文认为，在上市的家族企业中，家族控制权越高，企业的战略趋同程度也会越高。首先，家族控制权较低时，家族控股股东对企业决策影响力较低，因此会较少地受到外部利益相关者的关注，企业此时也不需要在战略上表现出趋同行为。相反，随着家族控制权的提高，家族控股股东在企业战略决策中享有更高的自主权，家族控股股东更有能力根据他们的意愿制定企业战略，能够更容易地将企业资源优先用于追求家族导向的非经济目标而非股东利益的最大化（Chrisman etal. ，2012），也更可能对中小股东利益进行侵害（Claessens et al. ，2000；Morck et al. ，1988），更容易损害外部利益相关者的利益。因此，家族控制权提高时，外部利益相关者面临的风险也越大，他们对家族企业的合法性质疑也会越高。为了回应外部利益相关者的合法性质疑，家族控制权高的上市企业需要在战略行为上表现出更高的趋同性以换取外部支持。其次，随着家族控制权的增加，家族董事的影响力也会增加，从而限制了外部利益相关者通过独立董事和非家族董事获悉并影响企业战略决策的能力，增加了家族控股股东与外部利益相关者之间的信息不对称程度。因此，家族控制权越高，外部利益相关者对企业战略决策的了解和监督会越少，这进一步放大了他们对家族控股股东的质疑，使得企业需要在战略选择上表现出更高的趋同性。此外，家族控制权越高，家族的声誉和社会地位与企业行为之间的联系越紧密，因而家族股东对企业的声誉更加重视（Deephouse and Jaskiewicz，2013），而战略趋同则能够为企业赢得尊重和认可（Berroneet al. ，2010）。 因此，随着家族控制权的提高，家族上市企业会表现出更多的战略趋同行为以构建社会声誉。综上所述，本文认为家族控制权是家族上市公司战略趋同程度的重要决定因素之一。家族控股权的提高赋予了家族控股股东更大的自主权和能力去追求家族目标，增加了信息不对称程度，这使得外部利益相关者面临更大的利益被侵占风险，加重了他们对家族上市公司的合法性质疑。同时，家族企业为了构建社会声誉也需要表现出更高的战略趋同性。由此，本文提出以下假设。假设1 ：家族控制权越高，家族上市公司的战略趋同程度也越高。从众还是独具一格？工商管理理论论坛- - 112《管理世界》( 月刊)2016年第11期（三）家族控制权与战略趋同关系的调节机制分析在面临外部合法性要求时，企业并不总是被动地顺从外部制度压力，而是会根据自身的目标、结构和制度情境，采取不同的应对方式（Oliver，1991；Pache and Santos ，2010）。 因此，家族控制权对战略趋同的影响程度会随着组织结构和组织情境的差异而有所不同。根据信号理论（Connelly et al. ，2011），外部利益相关者和企业内部人存在信息不对称，这使得外部利益相关者需要通过关键信号释放的信息对企业内部运营状况进行判断并做出反馈。企业治理结构的设置和良好的业绩，可以作为合法性信号，缓解组织面临的合法性质疑，进而影响战略选择。现有文献已经对组织可供选择的信号类型进行了探索。例如，Zhang 和Wiersema（2009）发现，CEO 背景可以作为重要信号，向外部投资者传递CEO 可信度以及财务报表质量的信息，进而反过来影响公司的股市反应。董事会结构（Certoet al. ，2001；Moore et al. ，2012）、高管团队特征（Cohen and Dean，2005；Higginsand Gulati，2006）等也是企业决策机制方面常会被市场所识别的信号。同时企业的业绩状况也被证实具有信号传递的作用（Oliver，1992；Ross ，1977）。 因此，本文重点关注董事会结构（董事长是否兼任CEO ）、CEO 身份以及行业绩效期望差距的调节作用。上述因素都属于上市公司必须要公开披露的信息，能够被外部利益相关者获悉。而且，上述指标对企业的战略决策过程和结果有显著的影响，是揭示组织经营现状和未来发展的有力信号，受到外部利益相关者的密切关注，并能够影响到他们的反馈行为。1 . 两职分离——公司治理质量的调节作用CEO 两职合一/ 分离现象是公司治理领域长久讨论的重要议题之一，指的是企业中是否由同一个人兼任董事长和CEO （Dalton et al. ，2007）。 两职分离是投资者、监管部门和其他外部利益相关者更为认可的董事会领导权结构（Monks and Minow，2008），美国S&P 500 企业中两职分离的比例高达四成（Krause et al. ，2014），根据上市公司数据统计，我国家族企业中两职分离的比例也超过六成。本文认为，在上市的家族企业中，董事长和CEO 的两职分离能够作为一种合法性的信号，影响家族控制权与战略趋同的关系。这是因为：一方面，外部利益相关者依赖董事会来监控家族股东的机会主义行为（Anderson and Reeb，2004；ChenandHsu，2009；Miller and LeBreton-Miller ，2006），保护自身利益。董事会监督作用的有效性取决于其独立性和公正性。分离CEO 与董事长职位能够增强董事会的独立性，因此是一种有效的治理控制方式（Boyd，1995）。 两职分离时，董事会能够更好并且有效地维持决策控制并监控家族控股股东的行为，防止家族成员的利益侵占风险（Braun and Sharma ，2007）。 相反，两职兼任则意味着CEO 自己监督自己，削弱了董事会的监督职能，此时家族控股股东更容易优先追求家族利益。因此，在家族控制权提高且两职分离的情况下，外部利益相关者对于企业随着家族控制权的增加而更可能优先追求家族而非股东利益导致的合法性质疑会减弱，从而会放松对家族企业的监管和施压，这样就缓解了家族企业的合法性压力，降低了家族控股股东需要通过提高企业战略趋同程度以换取外部支持的需求。另一方面，两职分离降低了家族控股股东对外部利益相关者隐瞒不利信息的可能性，增加了公司透明度（Chauand Gray ，2010），从而减弱了家族控股股东与外部利益相关者的信息不对称程度。相反，当CEO 兼任董事长时，CEO 因为权力的增加而更有机会控制向董事会汇报的信息数量和质量（Rutherford et al. ，2007），降低了公司对外信息披露的质量（Forker ，1992）。 因此，在家族控制权提高且两职分离的情况下，外部利益相关者对于企业随着家族控制权提高而无法充分了解信息所导致的合法性质疑也会减弱，这也会降低企业的合法性压力，最终弱化了家族控股股东需要补偿性的战略趋同以自证清白的倾向。综上所述，两职分离加强了董事会的监管效力和建议职能，减弱了信息不对称程度，从而向外部利益相关者传递了公司治理有效性的正面信息，弱化了由于家族控制权增加带来的合法性质疑，减轻了外部利益相关者的关注和监管力度，从而导致企业战略表现出较低的趋同性。由此，本文提出以下假设。假设2 ：两职分离减弱了家族控制权与企业战略趋同程度之间的正向关系。- - 1132 . 非家族CEO——决策者身份的调节作用董事长与CEO 两职分离后，家族企业CEO 的任命可以来自于家族成员，也可以选择非家族的职业经理人，而外部利益相关者对不同身份CEO 的认可和信任程度存在差异。因此，仅仅关注董事长与CEO 是否分离是不够的，有必要继续对两职分离后不同身份CEO 的差异性作用进行比较。本文认为，如果家族企业任命非家族CEO ，会继续起到信号传递的作用，并进一步影响家族控制权和战略趋同的关系，原因如下。首先，富有声望的高层管理者是一种合法性的信号，可以帮助企业赢取外部利益相关者的支持并获取资源，职业声望（Prestige）由管理者的人力资本与社会资本所构成（Certo，2003；D'Aveni，1990；Hig⁃gins and Gulati，2006）。 基于上述逻辑，非家族CEO的声望更高，受到外部利益相关者的合法性质疑也较低。一方面，非家族CEO 是从外部竞争激烈的人力“资源池”中选出，并且通常接受过正规的教育培训，能够带来相对新颖和专业的知识，以及拥有更好的管理才能（Miller et al. ，2014）；相反，家族CEO的任命通常被认为是由于与控股股东的亲缘关系而非管理能力（Bertrand and Schoar ，2006；Miller etal. ，2013b）。 另一方面，非家族CEO 具有外部工作经历，他们已经与投资者、供应商、银行、职业协会等外部利益相关者建立起个人的关系网络，这能够帮助企业争取更多的融资机会和资金支持，并帮助家族企业实现持续成长（储小平、李怀祖，2003）。因此，在家族控制决策权且两职分离后，任命非家族CEO 的企业更容易获得外部利益相关者的信任和认可，同时非家族CEO 的人力资本和社会资本能够缓解家族企业的资源困境，从而降低了家族企业因为缺乏资源导致的合法性压力，减弱了家族控股股东通过战略趋同来获取资源的倾向。其次，非家族CEO 能为家族上市公司的战略决策过程带来更多的客观性和公正性，提高家族企业的职业化水平（Blumentritt et al. ，2007；Salvato etal. ，2010；Sciascia et al. ，2013）。 非家族CEO 对家族的情感依附程度较低，不容易受裙带关系的影响，也不容易卷入家族成员的利益冲突之中（Miller etal. ，2014）。 他们更关注企业目标而非家族目标，出于使命感从事管理工作并信仰为公众服务。相反，家族CEO 与企业之间则存在较强的情感连带和家族责任感，更容易做出针对家族成员的利他行为（Schulzeet al. ，2001）。 因此，在家族控制权提高并任命非家族CEO 的情况下，外部利益相关者的利益更可能得到满足，企业的前期战略选择也更容易得到尊重与认同。此时，外部利益相关者对于企业随着家族控制权的增加而更可能损害股东利益的合法性质疑会进一步减弱，从而降低对家族企业的监管和关注力度，削弱了家族控股股东通过战略趋同以维护家族经营合法性的需求。综上所述，非家族CEO 由于较高的职业声望、对企业目标而非家族目标的关注给外部利益相关者传递了公司决策过程客观性的正面信息，从而减弱外部利益相关者由于家族控制对企业的合法性质疑。同时非家族CEO 的人力资本和社会资本缓解了家族企业的资源困境，最终弱化了家族控制权对战略趋同的影响。由此，本文提出以下假设。假设3 ：非家族CEO 减弱了家族控制权与企业战略趋同程度之间的正向关系。3 . 行业绩效期望差距——决策效果的调节作用企业业绩是CEO 决策效果的重要体现。根据绩效反馈决策模型，绩效期望水平为企业战略决策提供了一个参照点（Lant ，1992）。 企业通过评估当前绩效与目标期望水平之间的差距来决定后续的战略行为（Cyert and March，1963；Greve，1998，2003a 、b）。 绩效期望差距包括行业绩效期望差距和历史绩效期望差距，其中行业绩效期望差距将企业当前绩效与行业竞争者的绩效作比较，历史业绩期望差距将企业当前绩效与企业的历史绩效作比较（Chen，2008；Chrisman and Patel，2012；Greve，1998，2003a 、b ；连燕玲等，2014）。 国内学者也基于企业行为理论，实证探讨了绩效期望差距对企业自身战略纵向调整的影响（连燕玲等，2014，2015；张远飞等，2013）。 已有研究表明，当企业绩效低于期望水平时，企业被视为损失状态，无论是外部的投资者还是内部的管理者都需要企业做出战略调整以扭转这种状态。而相比于历史绩效期望差距，行业绩效期望差距隔离了外部环境的影响（如行业周期、宏观经济环境等），为难以获取公司内部运营细节的投资者、债权人和分析师等外部利益相关者提供了一个更为直接的参照标准。从众还是独具一格？工商管理理论论坛- - 114《管理世界》( 月刊)2016年第11期本文认为，企业的业绩表现也是一种有力的合法性信号。企业当前绩效与行业目标期望水平的顺差越大，家族控制权提高引发的外部利益相关者的合法性质疑会越低，并最终导致企业表现出较低程度的战略趋同行为。这是因为：第一，当企业实际绩效高于行业期望水平时，绩效期望顺差自证了企业当前战略的有效性，有助于家族控制下的上市企业构建外部合法性（Oliver，1992）。 此时，外部利益相关者对于家族股东随着控制权的增加而滥用企业资源、侵占其利益的合法性质疑会减轻，使得企业在战略选择上拥有了更多自主权，不需要顺从行业惯例。另外，较好的业绩表现也会提高企业决策者对前期战略选择的自信（Audia et al. ，2000；Sit⁃kin，1992），使得他们更有信心应对外部利益相关者的质疑，企业在战略选择上也倾向于延续之前的决策，并不会盲目服从行业惯例（Baum and Dahlin ，2007；Cialdini，1984）。 反之，当企业当前绩效低于行业期望水平时，绩效期望落差放大了外部利益相关者的质疑，股东、投资者、媒体和公共机构等外部利益相关者往往会提高对企业的关注与监督力度（Tushman and Romanelli，1985），他们会通过施压来迫使企业战略做出调整，使其更符合行业惯例。第二，对于大型上市企业的家族控股股东而言，家族声誉是重要的非经济目标之一（Berroneetal. ，2010；Deephouse and Jaskiewicz，2013）。 当企业绩效高于行业绩效期望时，家族控股股东受到的外部限制会降低，他们有更多的自主权去追寻家族声誉之外的其他非经济目标，从而在企业战略上表现出更低的趋同性。相反，企业绩效低于行业绩效期望会威胁到家族声誉，导致家族形象受损，因此家族控股股东倾向于企业在战略行为上表现出更高的趋同性来建立声誉，抵消外部利益相关者对其不作为的质疑。综上所述，行业绩效期望顺差向外部利益相关者传递了企业当前战略有效性的正面信息，缓解了其对家族企业的合法性质疑，同时增强了企业决策者应对外部制度压力的自信和自主权，从而表现为战略选择上更低的趋同倾向。由此，本文提出以下假设。假设4 ：行业绩效期望顺差减弱了家族控制权与战略趋同程度之间的正向关系。三、样本与研究设计（一）研究样本与数据来源本文以2009~ 2013年在沪深交易所上市，且发行了A 股的中国制造业家族上市公司为研究对象。参考王明琳等（2014）的研究，本文对家族上市公司的界定标准为以下两条：（1）实际控制人可以追溯到某一自然人或家族，并且家族控制权（投票权）≥ 15% ；（2）至少有两位及以上具有亲缘关系的家族成员持股或担任上市公司高管职务（包括董事长、董事和高层经理职务）。本文选择上述研究样本主要基于以下考虑：（1）制造业在家族上市公司中的比例高达70% ，在民营经济中占据重要地位；（2）大部分制造业家族上市公司年报中提供了广告费用、研发投入等较详细的财务数据，有利于编码；（3）单一行业样本可以有效控制行业因素对研究设计的影响；（4）选取2008年以后的数据可以有效规避金融危机对研究设计的影响。本文从以下几个渠道搜寻并交叉印证最终控制者与家族成员的亲缘关系：（1）从年报、招股说明书和上市公告中获取相关信息，从“前十大股东持股情况”的“股东关联关系或一致行动说明”以及各高管简历中查找披露的关联关系；（2）大部分上市公司没有揭示最终控制人与担任高管职务但不持股的家族成员之间的亲缘关系，本文以最终控制人为基准对年报中“董事、监事和高级管理人员基本情况”一栏中出现过的成员，通过查阅财经类报刊杂志、借助百度、Google 等搜索引擎逐一确定。为确保样本选择的合理性及数据质量的可靠性，本研究对于样本数据进行了多重控制。首先，根据以往学者标准以及本文主题，本文对制造业家族上市公司进行了严格筛选，具体步骤如下：（1）剔除ST、SST 、*ST 的样本；（2）剔除广告、研发费用等数据缺失严重的公司或数据披露有误的公司。其次，本文通过国内权威数据库（CSMAR数据库和WIND数据库）获取数据。这些数据包括企业绩效指标（ROA）、企业特征（年龄、规模、市场份额、企业成长性等）、战略资源配置（广告费用、研发投入、固定资产净值、非生产性支出以及存货等）和CEO 个体特征（年龄、任期、教育水平）等。- - 115最后，本文采取多途径相互验证的方式以确保数据的准确性。本文数据除了来自于成型数据库外，还通过上市公司年报，以及新浪财经网、巨潮资讯网等国内专业网站对数据进行了再核实和印证。另外，由于本文自变量——家族控制权和调节变量——非家族CEO 全部来自于手工计算和编码，为了确保数据准确，本研究成立了编码小组，由两位编码者根据编码手册对上述变量独立计算、编码并统一核对，并对计算和编码不一致的结果进行了讨论并进一步完善编码手册。通过上述3 个步骤，本研究最终获取了176 家家族上市公司的非平衡面板样本，共计704 个观测值。根据世界银行调查报告（2006）《政府治理、投资环境与和谐社会：中国120 个城市竞争力的提高》的地区划分标准统计，本研究样本企业大部分集中于华南地区（占样本量的73. 4 %），其次是环渤海地区（占样本量的10. 9 %），西北地区和东北地区样本企业较少（分别占总样本量的0 . 9 % 和1 . 6 %）。（二）研究设计为了对本文的假设进行验证，本文将待检验的回归模型设定为：Strategic Conformityit = β 0 + β 1 Vote Rightit + β 2 C it+ β 3 Year it + ε it （1）Strategic Conformityit = β 0 + β 1 Vote Rightit+ β 2 Vote Rightit ×CEO Nondualityit+ β 3 C it + β 4 Year it + ε it （2）Strategic Conformityit = β 0 + β 1 Vote Rightit+ β 2 Vote Rightit ×Nonfamily CEO it + β 3 C it+ β 4 Year it + ε it （3）Strategic Conformityit = β 0 + β 1 Vote Rightit+ β 2 Vote Rightit ×I 1（P it-1 -IEit-1）+ β 3 C it + β 4 Year it + ε it （4）其中，Strategic Conformityit 为被解释变量，表示家族企业的战略趋同程度。Vote Rightit 是解释变量，表示家族控制权。在模型（1）中，C it 代表企业和CEO 个体层面的控制变量，如企业规模、年龄、市场份额、企业成长性、CEO 受教育程度、CEO 任期等。Year it 表示年度虚拟变量，来控制年度变化趋势对战略趋同的可能影响。模型（2）是在模型（1）基础上，增加了家族控制权（Vote Rightit ）和两职分离（CEO Nondualityit ）的交互项Vote Rightit ×CEONondualityit ，用以检验两职分离对家族控制权和战略趋同关系的调节效应。模型（3）是在模型（1）基础上，增加了家族控制权（Vote Rightit ）和非家族CEO （NonfamilyCEO it ）的交互项Vote Rightit ×NonfamilyCEO it ，用以检验是否是非家族CEO 对家族控制权和战略趋同关系的调节效应。模型（4）是在模型（1）基础上，增加了家族控制权（VoteRightit ）和行业绩效期望差距（P it - 1 - IE it-1）的交互项Vote Rightit ×I 1（P it - 1 - IE it-1），用以检验高于行业的绩效期望差距I 1（P it - 1 - IE it - 1）> 0 对家族控制权和战略趋同关系的调节效应。I 1 代表高于行业绩效期望的企业，如果企业实际绩效水平（P it - 1）高于行业绩效期望（IE it-1），那么I 1 = 1 ，否则为0 。P it-1 表示企业i第t - 1 年的实际绩效，IE it- 1 表示企业i 第t - 1 年的行业绩效期望。所有上述变量的测量和解释详见以下介绍。（三）变量测量1 . 因变量本研究因变量为战略趋同（Strategic Conformi⁃tyit ）。根据以往研究（Finkelstein and Hambrick，1990；Geletkanycz and Hambrick，1997；连燕玲等，2014），本文首先获取企业战略资源的6 个维度指标，包括3 个企业资源配置指标以及3 个企业费用结构指标。6 个指标分别为：（1）广告投入比率（年度广告费用/ 年度销售总收入）；（ 2）研发投入比率（年度R&D投入费用/ 年度销售总收入）；（ 3）工厂设备新颖性（固定资产净值/ 固定资产总值）；（ 4）非生产性支出比率（年度销售、管理费用/ 年度销售总收入）；（ 5）存货水平（年度存货/ 年度销售总收入）；（6）财务杠杆比率（负债/ 股东权益）。其次，在战略趋同的计算上，本文采用了Miller等（2013a）的方法。第一步，计算t 年度企业i 的每个战略维度的战略偏离（非趋同）指标，方法是将t年度企业i 的每个战略维度取值a 和行业中位数相减，然后除以行业标准差，最后再取绝对值，具体计算如公式（5）所示。（5）公式（5）中，P ait代表t 年度企业i 的每个战略维度a 的取值，Med（P at ）代表t 年度每个战略维度a 的行业中位数，SD（P at ）代表t 年度战略维度a 的行业S tr ategic Nonconformityait= A BS [ ] ( ) Pai t - Me d ( ) Pat/ S D ( ) Pat从众还是独具一格？工商管理理论论坛- - 116《管理世界》( 月刊)2016年第11期标准差，ABS 代表取绝对值。第二步，为了得到一个企业整体的战略趋同指标，需要将每个战略维度的战略偏离（非趋同）指标标准化，然后用1 减去6 个标准化的战略偏离指标之和，从而可得到每一个企业在t 年度的战略趋同指标Strategic Conformityit ，具体计算如式（6）所示。（6）上述公式中，Stad 代表取标准化。2 . 自变量本研究用家族投票权（Vote Rightit ）作为家族控制权的代理测量。参考以往学者研究（Claessens etal. ，2000；LaPortaet al. ，1999），家族投票权以控制家族与上市公司股权关系链或若干股权关系链中最弱的一层总和进行衡量。对于由多个家族成员控制同一个公司最后再控制上市公司的情况，本文将这几个家族成员视为一个整体，求得其在上市公司的总投票权。3 . 调节变量本研究包括3 个调节变量，即两职分离、非家族CEO 和行业绩效期望差距，3 个变量的具体测量方法如下：（1）两职分离（CEO Nondualityit ），若家族上市公司董事长不兼任CEO 职位，则设定CEO Non⁃duality it = 1 ，否则为0 ；（2）非家族CEO （NonfamilyCEO it ），若家族上市公司的CEO 为非家族成员，则设定为1 ，否则为0 ；（3）行业绩效期望差距I 1（P it - 1 -IE it-1）。 首先，本文以资产收益率（ROA）来衡量企业绩效（Chen，2008；Greve，2003a 、b ；连燕玲等，2014），借鉴Chen（2008）以及国内学者连燕玲等（2014）、张远飞等（2013）的方法计算了行业绩效期望水平，具体计算如公式（7）所示。IE it - 1 =（1 - a）IMit - 2 + aIEit - 2 （7）公式（7）中，IE it-1 代表企业i 过去一年的行业绩效期望水平，由于分析企业过去的实际业绩与行业期望绩效之间的差距对后续决策行为的影响，所以IE it - 1 变量相对于因变量取了滞后一期的绩效水平（Chen，2008；连燕玲等，2014；张远飞等，2013）。 a代表权重，是介于（0 ，1 ] 之间的数值，同样采用Chen（2008）和连燕玲等（2014）的方法，仅汇报了a = 0 . 4时的检验结果。所以，企业i 在t - 1 期的行业绩效期望水平IE t- 1 为企业i 在t - 2 期的所在行业的绩效中位数IMit-2（权重为0 . 6）和t- 2 期的行业绩效期望（权重为0 . 4）的加权组合。其次，企业i 在t- 1 期的行业绩效期望差距（P it-1 - IE it - 1）为实际绩效P it-1 与行业绩效期望IE it - 1 之差。如果（P it - 1 - IE it - 1）> 0 ，则认为企业i在t - 1 期的实际绩效高于行业绩效期望。进一步，结合回归方程（4）中对I 1 的定义，将I 1 与行业绩效期望差距变量（P it - 1 - IE it - 1）相乘，得到以下截尾的行业绩效期望差距变量：高于行业的绩效期望差距I 1（P it - 1 - IE it-1）> 0 。4 . 控制变量根据以往研究文献，本文包括以下控制变量：（1）企业年龄（Firm Age），本文采用企业的创立年限来测量。（2）企业规模（Firm Size），本文以企业资产总额取自然对数进行测量。（3）企业市场份额（Mar⁃ket Share），市场份额越大的企业战略趋同的程度往往越大（Deephouse，1999），本文以企业主营业务收入占行业总主营业务收入的比例进行测量（Deep⁃house，1999；连燕玲等，2014，2015）。（4）企业成长性（Growth ），成长率越低的企业，越容易被外部利益相关者质疑从而表现出更高程度的战略趋同行为（Deephouse，1999；Miller and Chen，1996）。 本文以销售收入增长率进行测量。（5）组织冗余资源（Slack），组织冗余资源可分为已吸收冗余（Ab⁃sorbed Slack）、未吸收冗余（Unabsorbed Slack）和潜在冗余资源（Potential Slack）3 部分（Bromiley ，1991）。 参考以往研究（Finkelstein and Hambrick，1990），本文控制了未吸收冗余资源，用流动比率测量①。（6）独立董事比例（Independent ），本文以独立董事人数与董事会人数的比值测量。（7）CEO 年龄（CEO Age），年轻的CEO 更愿意尝试创新的冒险行为，更容易进行战略变革，与此同时降低了战略趋同程度（Crossland et al. ，2014）。（8）CEO 教育水平（CEO Edu），本文基于CEO 所获得的最高学历来测量，1 = 中专，2 = 大专，3 = 大学，4 = 硕士，5 = 博士。（9）CEO 任期（CEO Tenure ）。 CEO 任期越长，往往越趋于保守，战略趋同程度往往越高（Carpenter ，2000）。（ 10）CEO 更替（CEO Turnover），若当年CEO发生更替则设为1 ，否则设为0 。（11）市场风险（Be⁃ta ），以每年上市公司公布的年末Beta 值测量。此外，本文还根据以往研究（Crossland et al. ，2014），设S tr ategic Conformityit= 1 - ∑a = 16[S t ad ( ) S tr ategic Nonconformityait]- - 117置了4 个年度虚拟变量（Year ）来控制年度变化趋势对战略趋同行为的影响。（四）描述性统计和相关性分析主要变量的描述性统计见表 1 ，可以发现总体样本中，战略趋同的最大值为5 . 840 ，最小值为-18. 900 ，标准差达到3 . 052 ，说明企业间战略趋同程度差异较大；家族控制权均值达到47. 1 % ，接近50% ，说明样本中家族投票权普遍较高；CEO 两职分离的均值为0 . 605 ，说明样本中两职分离的 CEO所占比例为60. 5 % ；非家族CEO 均值为0 . 160 ，说明样本中的家族企业16% 的CEO 是非家族成员；高于行业的绩效期望差距均值为0 . 029 ，表明企业实际绩效高于行业绩效期望的平均差距为0 . 029 ；企业年龄的平均值为19. 130 年，最小值为4 年，最大值为37年，说明样本企业年龄总体较长；企业规模经过对数处理后的均值为21. 436 ，最小值为19. 341 ，最大值为24. 632 ，说明总体上样本企业规模较大；此外，样本中CEO 平均年龄为46. 05岁，平均教育水平为3 . 240 ，平均任期为5 . 592 年。样本中发生CEO 更替的比例较低，为8 % 。表2 列出了主要变量的相关关系，结果显示，家族控制权和战略趋同行为呈显著正相关关系，即家族控制权越大，战略趋同程度也越高。另外，两职分离与战略趋同显著负相关。从控制变量来看，市场份额、组织冗余资源与战略趋同显著负相关，企业成长性与战略趋同显著正相关。在解释变量内部，虽然有些变量间存在较显著的相关关系，但相关系数最大不超过0 . 7 ，表明解释变量间的多重共线性问题并不严重。四、实证检验与结果分析本研究采用STATA 13. 0 进行数据处理，检验前文假设。在实证分析之前，为确保模型估计的一致性和有效性，本文对数据做了如下处理：（1）为克服异常值的影响，对主要连续变量在1 % 水平上进行了缩尾（Winsorize）处理。（2）为避免多重共线性的影响，对交互项变量进行中心化处理。此外，对进入模型的所有解释变量和控制变量进行了方差膨胀因子（VIF）诊断，结果显示VIF 均在3 以内，表明不存在多重共线性问题。（3）本文采用随机效应模型进行估计。采用随机效应模型前，首先进行了豪斯曼检验（HausmanTest ），检验的结果支持了随机效应模型。另外，根据以往家族企业研究（Cruz et al. ，2014；贺小刚、连燕玲，2009），随机效应模型也是研究家族企业治理和战略问题时的常用估计方法，并可以有效减少异方差问题。表3 列出的是家族控制权涉入与企业战略趋同之间的关系，模型1 为基本模型，仅包含了控制变量；模型2包含了所有控制变量，以及进入自变量后的检验模型。模型2 的结果显示，家族权（Vote Right）与战略趋同（Strategic Conformity）显著正相关（β =2 . 211 ，p < 0 . 05），且在后续加入调节变表1 主要变量的描述性统计表2 主要变量的相关关系变量Strategic ConformityVote RightCEO NondualityNonfamilyCEOI 1(P it-1-IEit-1)> 0Firm AgeFirm SizeMarket ShareGrowthSlackIndependentCEO AgeCEO EduCEO TenureCEO TurnoverBetaMean1.0000.4710.6050.1600.02919.13021.4360.002- 0.1363.1200.37146.0503.2405.5920.0801.021Std. Dev3.0520.1640.4890.3630.0456.1440.8610.0031.4033.8740.0516.8320.9464.7150.2710.181Min- 18.9000.16200419.3410- 15.1400.4900.33025100.318Max5.840110.4013724.6320.041.00027.5720.6007052411.645变量名称1 Strategic Conformity2 Vote Right3 CEO Nonduality4 NonfamilyCEO5 I 1(P it - 1-IEit-1)> 06 Firm Age7 Firm Size8 Market Share9 Growth10Slack11Independent12CEO Age13CEO Edu14CEO Tenure15CEO Turnover16Beta变量名称9 Growth10Slack11Independent12CEO Age13CEO Edu14CEO Tenure15CEO Turnover16Beta11.0000.113**- 0.119**0.041- 0.011- 0.060- 0.038- 0.085*0.101**- 0.184**0.072- 0.0110.003- 0.0110.018- 0.03291.000- 0.046- 0.001- 0.041- 0.0390.017- 0.013- 0.06621.000- 0.069+0.0040.141**- 0.019- 0.209**- 0.076*- 0.0090.174**0.115**- 0.038- 0.065+- 0.0170.024- 0.067101.0000.0150.010- 0.0320.022- 0.0010.03431.0000.001- 0.0550.0330.095*0.115**- 0.036- 0.007- 0.286**- 0.190**0.035- 0.289**0.087*- 0.056111.000- 0.0280.077*0.173**- 0.055- 0.03841.0000.079*- 0.070+0.010- 0.0060.0100.079*0.0230.0130.0010.0120.061- 0.007121.000- 0.136**0.201**0.0050.00351.0000.038- 0.0310.099**0.085*0.342**- 0.0080.077*0.0190.035- 0.044- 0.222**131.0000.149**- 0.050- 0.04561.0000.219**0.133**- 0.053- 0.021- 0.0610.0400.071+0.020- 0.055- 0.026141.000- 0.237**0.02071.0000.572**0.110**- 0.254**- 0.062+- 0.0110.213**- 0.026- 0.043- 0.115**151.000- 0.01881.0000.108**- 0.156**- 0.127**- 0.0200.160**- 0.126**- 0.002- 0.055161.000注：+p< 0 . 1 ，*p< 0 . 05，**p<0 . 01，N=704 。从众还是独具一格？工商管理理论论坛- - 118《管理世界》( 月刊)2016年第11期量后的模型（3）、（ 4）、（ 5）和全模型（6）中依然稳健，说明随着家族控制权的增加，企业战略趋同的程度会增大。由此，本文假设1得到了支持。表3 的模型3 检验了两职分离的调节作用，检验结果表明，家族控制权与两职分离的交互项Vote Right×CEO Nonduality与企业战略趋同（Strategic Conformity）是显著负相关关系（β =-0 . 548 ，p < 0 . 01），且在后续全模型（6）中该结果依然稳健，说明当家族企业CEO 不兼任董事长时，由于董事会领导权结构的分离，削弱了外部利益相关者对家族企业的质疑和监管，从而导致更低程度的战略趋同行为，本文假设2 得到了支持。表3 的模型4 检验了非家族CEO 的调节作用，检验结果表明，家族控制权与非家族CEO 的交互项Vote Right×NonfamilyCEO与企业战略趋同（Strategic Conformity）是显著负相关关系（β =-0 . 735 ，p < 0 . 05），且在后续全模型（6）中该结果依然稳健，说明当上市家族企业两职分离并任命非家族CEO时，职业经理人的声望和企业目标导向会减轻外部制度的压力，从而降低战略趋同程度，本文假设3 得到了支持。表3 的模型5 检验了行业绩效期望差距的调节作用，检验结果表明，家族控制权与行业绩效期望差距的交互项Vote Right×I1（P it-1 - IE it-1）与企业战略趋同（Strategic Conformity）是显著负相关关系（β =-0 . 155 ，p < 0 . 05），且在后续全模型（6）中该结果依然稳健，说明当上市家族企业经营业绩高于期望水平时，组织因其战略有效而赢得合法性，企业的战略趋同程度也随之减弱，本文的假设4 也得到了支持。五、稳健性检验与进一步分析（一）更换因变量的测量方式与检验结果为保证结果的稳健性，本部分首先更换了因变量的测量方式，采用了Zhang 和Rajagopalan （2003）的方法，对战略趋同程度进行了替代测量。具体方法是，首先，将t 年度企业i 的每个战略维度取值a和行业均值相减，然后将相减后的指标取绝对值；其次，将6 个指标标准化，然后相加，再乘以- 1 ；最后，取6 个指标平均值。检验结果见表4 。从表4 可以看出，与表3 相比，统计结果并没有显著差异。从模型1 可以看出，家族控制权的主效应依然稳健，其与战略趋同程度为显著的正相关关系（β = 1 . 995 ，p < 0 . 05）；从模型2 可以看出，家族控制权与两职分离的交互作用显著性有所下降，但依然显著为负（β =-0 . 370 ，p < 0 . 1）；模型3 和模型4 分别检验了非家族CEO 与行业绩效期望差距的交互作用，统计结果与表3 基本保持一致。家族控制权与非家族CEO 、行业绩效期望差距的交互项与企业战略趋同性都是显著的负相关关系，且家族控制权与非家族CEO 交互项的显著性更强。以上结果进一步支持了本文的所有假设。（二）更换自变量的测量方式与检验结果随后，我们更换了自变量的测量方法，用家族表3 家族控制权与企业战略趋同行为关系检验Strategic ConformityFirm AgeFirm SizeMarket ShareGrowthSlackIndependentCEO AgeCEO EduCEO TenureCEO TurnoverBetaYearVote RightCEO NondualityNonfamilyCEOI 1(P it-1-IEit-1)> 0Vote Right×CEO NondualityVote Right×Nonfamily CEOVote Right×I1(P it-1-IEit-1)ConstantWaldχ2N模型1- 0.050( 0.035)0.621**( 0.229)5.025( 61.273)0.097*( 0.046)- 0.038**( 0.013)0.980( 2.185)- 0.009( 0.016)0.043( 0.130)- 0.003( 0.026)0.203( 0.226)- 0.529( 0.394)控制- 10.923*( 5.012)37.85***704模型2- 0.042( 0.035)0.694**( 0.231)1.486( 61.123)0.094*( 0.045)- 0.034*( 0.013)1.075( 2.179)- 0.009( 0.016)0.047( 0.130)- 0.002( 0.026)0.194( 0.225)- 0.505( 0.393)控制2.211*( 1.020)- 13.781**( 5.170)42.74***704模型3- 0.047( 0.035)0.705**( 0.230)- 1.734( 60.746)0.079+( 0.046)- 0.035**( 0.013)0.589( 2.184)- 0.008( 0.017)0.053( 0.129)- 0.007( 0.027)0.154( 0.225)- 0.561( 0.392)控制3.958***( 1.201)- 0.256( 0.244)- 0.548**( 0.197)- 14.422**( 5.181)52.81***704模型4- 0.045( 0.035)0.757**( 0.232)2.809( 60.985)0.089*( 0.045)- 0.039**( 0.014)0.569( 2.184)- 0.012( 0.016)0.001( 0.132)- 0.005( 0.026)0.246( 0.225)- 0.598( 0.394)控制3.676**( 1.171)- 0.370( 0.403)- 0.735*( 0.295)- 15.119**( 5.181)49.92***704模型5- 0.042( 0.035)0.731**( 0.231)- 1.263( 61.051)0.104*( 0.045)- 0.035**( 0.013)1.058( 2.171)- 0.008( 0.016)0.010( 0.130)- 0.006( 0.026)0.182( 0.224)- 0.489( 0.395)控制2.274*( 1.018)- 2.861( 1.754)- 0.155*( 0.071)- 14.366**( 5.164)49.70***704模型6- 0.048( 0.035)0.795***( 0.230)- 2.611( 60.565)0.085+( 0.045)- 0.041**( 0.014)0.118( 2.181)- 0.008( 0.017)- 0.019( 0.131)- 0.013( 0.027)0.190( 0.224)- 0.627( 0.395)控制5.381***( 1.330)- 0.230( 0.243)- 0.244( 0.401)- 2.787( 1.744)- 0.551**( 0.197)- 0.683*( 0.294)- 0.144*( 0.070)- 16.261**( 5.188)66.06***704注：+ p<0 . 10，*p< 0 . 05，**p<0 . 01，***p< 0 . 001 ，括号内为标准误。- - 119现金流权（Cashflow Right）替代了投票权，因变量依然采用了Miller等（2013a）的计算方法，继续进行稳健性检验。家族现金流权虽然不等于投票权，但是其与家族投票权高度相关（相关系数高达0 . 848），因此可以近似替代。家族现金流权的计算，采用了LaPorta等（1999）的方法，即为控制家族成员与上市公司每条股权关系链每层持有比例相乘之总和，统计结果见表5 。从表5 可以看出，除了行业绩效期望差距的调节作用没有得到验证外，本文的假设1 、假设2 、假设3 均得到了支持，且家族现金流权的主效应显著性更强（β = 3 . 582 ，p < 0 . 001）。（三）更换行业绩效期望差距的测量方式与检验结果最后，本文更换了行业绩效期望差距的测量，采用了Chrisman 和Patel（2012）的计算方法。本文以时间t - 1 的企业绩效减去时间t - 2 的竞争者绩效的差异衡量行业绩效期望，构建连续但截尾的变量测量行业绩效期望差距I 1 ROAIE it - 1 > 0 。如果企业i过去的绩效水平高于企业的行业中位数绩效，那么I 1 = 1 ，否则为0 。表6 模型2 的检验结果表明，更换行业绩效期望差距的测量方法后，家族控制权与行业绩效期望差距的交互项与企业战略趋同依然是显著的负相关（β =-0 . 169 ，p < 0 . 05），本文的假设4 仍然得到了支持。（四）民营上市企业中战略趋同程度比较现有国外文献对于非家族企业和家族企业比较研究的情境中，非家族企业属于私人企业或公众公司（Miller et al. ，2013a）。 而由于特殊的制度环境，我国的民营上市公司中，非家族企业则包括自然人企业、集体企业、合伙企业、外资企业等更为复杂的类型。我国的家族企业与这类企业相比，战略趋同程度是否更高，还需要进行探讨。我们进一步考察了上述两类民营企业（家族与非家族企业）的战略趋同程度差异，结果如表6 模型3 所示。数据分析表明，在制造业的民营企业中，家族企业的战略趋同程度与非家族企业相比并没有明显差别。虽然回归方程中自变量家族企业（Family Business）的回归系数为正，但统计结果并不显著（β = 0 . 154 ，ns ）。 上述结果表明，一方面，中国情境之下，由于分散持股的民营非家族上市公司数量很少，且民营家族与非家族上市公司之间的边界比较模糊，从而正如Chua等（2012）指出，家族企业与非家族企业之间的差异可能远远小于家族企业群体内部性质的差异，也就是说，家族企业内部由于治理结构导表4 更换因变量测量方式的家族控制权与企业战略趋同行为关系检验控制变量Vote RightCEO NondualityNonfamilyCEOI 1(P it-1-IEit-1)> 0Vote Right×CEONondualityVote Right×Nonfamily CEOVote Right×I1(P it-1-IEit-1)ConstantWaldχ2N模型1控制1.995*( 0.998)- 14.008**( 5.108)38.82**704模型2控制3.121**( 1.162)- 0.300( 0.241)- 0.370+( 0.193)- 14.068**( 5.123)44.77***704模型3控制3.565**( 1.146)- 0.413( 0.398)- 0.791**( 0.291)- 15.442**( 5.115)47.40***704模型4控制2.084*( 0.997)- 3.400*( 1.725)- 0.139*( 0.070)- 14.574**( 5.102)46.09***704模型5控制4.673***( 1.288)- 0.265( 0.240)- 0.310( 0.397)- 3.295+( 1.721)- 0.373+( 0.192)- 0.736*( 0.291)- 0.131+( 0.070)- 16.001**( 5.126)59.51***704注：+p< 0 . 1 ，*p< 0 . 05，**p<0 . 01，***p< 0 . 001 ，括号内为标准误。由于篇幅限制，模型中控制变量未予列示。表5 家族现金流权与企业战略趋同行为关系检验注：+ p<0 . 1 ，*p< 0 . 05，**p<0 . 01，***p< 0 . 001 ，括号内为标准误。由于篇幅限制，模型中控制变量未予列示。控制变量Cashflow RightCEO NondualityNonfamilyCEOI 1(P it-1-IEit-1)> 0Cashflow Right×CEONondualityCashflow Right×NonfamilyCEOCashflow Right×I1(P it-1-IE it-1)ConstantWaldχ2N模型1控制3.582***( 1.079)- 16.514**( 5.253)49.21***704模型2控制5.784***( 1.256)- 0.316( 0.240)- 0.648***( 0.189)- 17.023**( 5.245)63.79***704模型3控制4.522***( 1.162)- 0.283( 0.400)- 0.738*( 0.336)- 16.033**( 5.247)54.69***704模型4控制3.518**( 1.081)- 2.614( 1.756)- 0.079( 0.073)- 16.597**( 5.253)52.30***704模型5控制6.370***( 1.316)- 0.274( 0.241)( 0.190)- 0.191- 2.552( 1.741)- 0.611**( 0.190)- 0.595+( 0.336)- 0.069( 0.073)- 16.713**( 5.243)70.20***704表6 稳健性检验与民营企业中战略趋同程度比较注：+ p<0 . 1 ，*p< 0 . 05，**p<0 . 01，***p< 0 . 001 ，括号内为标准误，模型3 中非家族企业的观测值为241 。由于篇幅限制，模型中控制变量未予列示。控制变量Vote RightI 1ROAIE it-1> 0Vote Right×I1ROAIE it-1Family BusinessConstantWaldχ2N模型1控制2.211*( 1.020)- 13.781**( 5.170)42.74***704模型2控制2.258*( 1.018)- 3.233+( 1.703)- 0.169*( 0.071)- 14.258**( 5.160)51.47***704模型3控制0.154( 0.420)- 9.849**( 3.702)32.89***945从众还是独具一格？工商管理理论论坛- - 120《管理世界》( 月刊)2016年第11期致的战略趋同程度差异，远远大于是否是家族企业这一因素导致的战略趋同程度差异。这也是我们一开始就将研究对象定位在民营上市家族企业的动机之一；另一方面，非家族企业分组的不显著也可能是由于观测样本过少，导致统计功效太低的原因。这是本文数据的局限性，希望在未来的研究中能进一步丰富数据，再进一步尝试论证。六、讨论与结论本文从家族企业的异质性视角切入，整合新制度理论与信号理论，分析了家族控制权与战略趋同之间的关系，尤其探讨了董事长—CEO 两职分离、CEO 身份和行业绩效期望差距作为合法性信号对两者关系的调节作用。本文研究发现，家族控制权涉入对上市家族企业的战略趋同程度起到显著影响。家族控制权越高，家族控股股东利用公司资源实现非经济目标的能力和自主权也越强，从而引发了外部利益相关者强烈的合法性质疑，迫使组织在战略行为上表现出更高的趋同性。进一步分析表明，两职分离、非家族CEO 和行业绩效期望顺差作为合法性信号，向外部利益相关者传递了公司治理有效性、决策过程客观性和战略有效性的正面信息，缓解了家族上市企业面临的合法性压力，从而削弱了家族控制权与战略趋同之间的正向关系。上述研究结果给相关领域的研究带来了几方面的贡献。首先，在中国上市家族企业情境下，本文沿着新制度理论的脉络，探寻了家族涉入对企业战略趋同行为的影响，同时重点分析了影响两者关系的情境机制。这丰富了已有文献对于合法性追求在企业战略选择中的作用及其复杂性的研究，为全面理解家族企业战略趋同行为的产生动机和分析影响其作用的情境提供了新的理论视角。不同于以往大部分研究从高阶理论出发，强调高管团队任期、CEO 职业多样性、经理人外部连带等因素的直接作用（Crossland et al. ，2014；Finkelstein and Hambrick，1990；Geletkanycz and Hambrick，1997），本文从企业应对外部制度压力与追求合法性的视角，发现家族控制权涉入是企业战略趋同的重要动因。随着家族控制权的提高，家族控股股东为了寻求外界认同越来越倾向于采取从众战略。另外，外部情境的变化会改变家族控制权涉入的影响程度，抑制家族企业的战略趋同行为。本文的研究结果为理解家族企业这一特殊组织形式的战略选择进行了新的探索。其次，本文拓展了新制度理论对于组织内部代理人作用的研究（Christensen et al. ，1997；George etal. ，2006），结合信号理论考察了家族企业应对合法性压力的能动性，打破了制度理论认为组织被动顺从外部压力的刻板认知。研究结果表明，上市家族企业不会一味地顺从外部制度压力，相反治理结构设置和良好的业绩等可以作为合法性信号，缓和制度压力并导致企业做出不同的战略应对。此外，本文拓展了信号理论的应用情境，检验了董事会结构、CEO 身份和行业绩效期望差距作为合法性信号的有效性。已往学者虽然也开始将信号理论和制度理论整合以解释企业战略行为，但他们将其应用于企业并购、IPO 等特殊情境中（Certo，2003；Cohenand Dean，2005；Higginsand Gulati，2006）。 本文发现，在企业的日常运营过程中，合法性信号也能向外部利益相关者传递企业运营的信息，从而改变企业面临的合法性压力，并最终影响企业的战略行为。最后，本文丰富了家族企业异质性的研究，揭示了家族企业之间随着治理结构和行为表现的差异而导致的战略选择多样性。我们的研究结果表明，随着家族控制权的提高，家族股东追求家族导向的非经济目标的实际能力也得到提高，使得家族特异性的行为产生成为可能。对于受到外部相关者严密监督和审视下的上市家族企业而言，家族控制权的提高增加了他们对家族控股股东“可能且有能力作恶”的担忧，从而使得家族企业面临更加迫切的合法性需求。另外，我们同时还发现，即使在同等程度的控制权涉入情况下，家族企业的战略选择也会随着治理结构和绩效表现差异有所不同。上述发现拓展了家族涉入的结果变量，进一步证实了家族企业异质性的存在和研究的必要性。本研究的结果为处于转型升级时期的众多上市家族企业通过战略调整以实现持续经营提供了借鉴。我们认为，随着制度环境的演进和现代企业治理结构的不断完善，家族企业所面临的合法性质疑会随之减弱，这就可能使得家族企业把更多的精- - 121力和战略资源投入到创新与变革当中，这也是当前“供给侧改革”大趋势下微观经济主体转型升级的应有之义。本文还存在一些不足需要后续研究进一步完善。我们只是考察了家族控制权涉入这一动因，以及两职分离、CEO 身份，以及行业绩效期望差距这3 个合法性信号的作用，可能并不全面。后续研究可以继续探索传承意愿等家族变量，以及识别其他易被外部利益相关者识别的合法性信号，探讨他们对于改变组织面临的制度压力及其后续战略应对的影响。另外，本文的样本仅来自于制造业的民营企业，这可能会对研究的外部效度产生一定的制约。在未来的研究中，可以补充更为丰富的其他行业研究数据，取得更为可靠的研究结论。（作者单位：浙江大学管理学院、浙江大学企业家学院；责任编辑：尚增健）注释①根据之前研究（Bromiley ，1991；Chrisman and Patel，2012；Greve，2003a），已吸收冗余资源一般通过销售期间费用率测量，潜在冗余资源通过权益负债比率测量。本文之所以没有对上述两者进行控制，是因为它们的测量指标已经包含在因变量指标的计算中（Finkelstein and Hambrick，1990）。参考文献（1）Anderson R. 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Our results first show that Japan ’s quantitative easingpolicieshave significant influences on China’scorporateexport prices and the influences mainly reflect on the same di ⁃rection co-movement between corporate reaction proxies to quantitative easing policiesand volatility of China’s corpo⁃rate export prices. Secondly, the firms with higher adjustment flexibility have stronger volatility of export prices to Japan’s quantitative easing policieswhich indicates that the export price changes to policiesare more intense among firmswith stronger price adjustment abilities. Thirdly,the results are proved to be robust taking the heterogeneity of exportfirm types and export destinations into consideration. This paper therefore provides scientific and detailed theoreticalimplications to the studies on the effects of global monetary policieson China’s real economy from the microperspec⁃tives.Strategic Conformity in Family Business: EmpiricalEvidence from Listed ChineseCorporatesGongJian and other authorsIntegrating new institutional theory and signal theory, this paper analyzes the relationship between family involve ⁃ment and strategic conformity, and the moderation effects of CEO non-duality, CEO identity and industrial performanceexpectation gap. Based on the data of listed Chinesefamily business ( 2009- 2013), wedraw the following conclusions:first, the strategic conformity level of the enterprise increases with increasing of family control rightstooffset the legitima⁃cy suspicions of outside stakeholders. Second, CEO non-duality weakens the positiverelationship between family in ⁃volvement and strategic conformity, since CEO non-duality improves the monitoringefficacyof the boards, reduces in ⁃formation asymmetry and therefore releases positivesignals regarding to effective corporate governance which weakensexternal stakeholders ’suspicions. Third, nonfamily CEO who has higher professional prestigeto ease the resource star ⁃vation of family business and focuses on firm-oriented goals instead of family-oriented ones,weakens the positiverela ⁃tionship between family involvement and strategic conformity. Moreover, whencorporate performance is above the indus⁃trial expectation level, the effectivenessof existingstrategyendorses the firm ’s legitimacy, which also weakens the pos⁃itive effect of family involvement on strategic conformity. This paper has significant theoretical and practical guidingvalues for the research on the relationship between family businesses governance structure and strategic behavior.- - 188