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会员注册三、研究设计与样本
(一)样本
2004年启动的中小企业板和2008年启动的创业板，为处于发展期的我国民营企业(尤其是家族企业)搭建了资本市场融资的平台，有力地支持了家族企业的迅速发展。因此，本文以2004年以后上市的家族企业为研究样本，研究区间为2004-2012年。参考以往研究，本文定义家族企业如下：(1)上市公司最终控制人为家族自然人或家族，并且直接或间接是上市公司第一大股东；(2)最终控制人对上市公司具有实质控制权，即直接或间接持有至少10％的上市公司投票权(Anderson & Reeb，2003；苏启林和朱文，2003；Villalonga & Amit，2006)。⑤同时，本文还进一步筛选样本：(1)剔除当年ST类公司样本；(2)剔除金融保险业公司样本；(3)剔除数据缺失样本。表1报告了全样本分布。本文最终得到公司年度观测值共2231个，其中多人持股观测值在9个年度中始终多于单人持股观测数，说明大部分家族企业仍倾向于将家族股权同时配置给多名家族成员，体现出我国家族企业的“家族性”。
(二)检验模型及变量定义
为了检验本文假设，我们建立模型(1)：
其中，被解释变量分别使用会计业绩ROA和市场价值TQ；解释变量为家族整体层面的家族总持股Ownership和家族成员个体层面的家族持股赫芬达尔指数Hhi。使用家族持股赫芬达尔指数，有助于区分家族整体持股效应与家族成员持股效应(Konijn et al.，2011)。具体而言，家族总持股Ownership为每位持股家族成员终极持股比例加总之和；家族持股赫芬达尔指数Hhi，即家族成员所有权配置的集中度，为家族成员终极持股相对比例的平方和。
参考以往文献，控制变量包括：CV为家族总控制权/家族总持股；IndDir为独立董事人数/董事会总人数；Dual为哑变量，当董事长兼任总经理时取1，否则为0；LnAsset为公司总资产的自然对数；Leverage为资产负债率；Growth为最近一年公司营业收入增长率；Stdre为最近1年考虑现金红利再投资的月个股回报率的标准差；Age为公司成立年限；Industry和Year分别为行业虚拟变量和年度虚拟变量。
为进一步研究传承冲突对家族所有权配置效应的影响，本文以持股家族成员的亲缘关系为基础，在多人持股家族企业中按照传承冲突程度划分为两类：若家族中存在同代兄妹共同持股的情况，如实际控制人多个兄弟或实际控制人有多个子女共同持股，则传承冲突程度高(conflict=1)，反之，则为传承冲突程度低(conflict=0)。
为了获取家族所有权配置方式和亲缘关系的完整资料，本文以公司年报、招股说明书和上市公告书为基础，并结合Google、百度等网络工具，手工整理每位家族持股成员的终极持股比例和亲缘关系。其余公司层面的控制变量数据来源于CSMAR数据库。参照通常的做法，本文对主要连续变量按年度在1％和99％水平上进行winsorize处理，并在回归模型中对t值进行了异方差调整。
四、实证结果
(一)描述性统计
表2报告了变量描述性统计。⑥在全样本中，变量Ownership、Hhi和CV的中位数分别为0.416、0.781和1，说明目前我国家族企业呈现出家族总持股高、家族成员持股集中度高但两权分离度低的特征。进一步分样本对比发现，虽然单人持股样本中家族总持股显著低于多人持股样本，但前者的会计业绩和市场价值更高；而且，在多人持股家族企业中，冲突程度高的家族企业虽然家族总持股更高、家族持股集中度更低，但是业绩表现显著低于冲突程度低的家族企业。
(二)多元回归分析
表3报告了家族总持股与业绩的关系。在全样本中或多人持股家族企业样本中，显著为正，说明我国家族企业中家族总持股越高，企业业绩越好，支持假设1。⑦
表4报告全样本的家族股权配置集中度对业绩的回归结果。在列(1)和(4)中显著为正，说明在控制了家族总持股和控制变量的基础上，家族股权配置集中度仍对企业业绩存在影响；列(2)和(5)中显著为正、显著为负，说明家族股权在家族成员之间的配置集中度与业绩之间存在U型关系。特别地，由于单人持股可视为多人持股的一种特殊配置方式，本文使用哑变量用以区别单人持股和多人持股这两类配置方式，该变量在样本为单人持股时取1，否则为0。列(3)和(6)中显著为正，说明单人持股家族企业的业绩比多人持股家族企业更好。这一结果与Miller et al.(2007)的发现一致，即独立创始人企业的公司业绩更高，而多人家族企业可能因为多名家族成员的参与而产生一系列公司治理和家族冲突问题，降低治理效率。