张翠子 蒋 峦 凌宇鹏 鲁竞夫
(1.华南师范大学经济与管理学院；
2.北京师范大学数字出版与数字研究中心)
在数字经济背景下，企业在瞬息万变的市场中展开竞争，数字化转型被视为企业确保其生存以及实现可持续发展的关键。值得注意的是，长期经营的家族企业通常被认为是内部结构僵化、保守的和抗拒变化，与数字化创新精神相矛盾[1]。但事实上，据普华永道发布的《2021年全球家族企业调研——中国报告》显示，45%的中国内地受访家族企业已制定清晰且明文记载的数字化转型路线图，高于中国香港(9%)和全球(33%)的同类型家族企业。可见，数字化转型已经逐渐被视作家族企业生命周期中的可选自然进程。
已有文献对家族企业数字化转型的探究，主要根植于家族企业创新和技术决策的研究当中。学者们从3个理论视角，分别探索了家族企业数字化转型时，具有的不同优势和存在的障碍：①基于社会情感财富理论，家族企业战略决策以社会情感财富为主要参照点，但社会情感财富的不同维度却提供了差异化的解释。其中，约束型社会情感财富使家族管理者表现出比股东所期望程度更高的风险规避，因此，可能在渐进式创新方面取得成功，但在面对颠覆式的创新，如数字化转型时，会面临近视投资决策的问题[2]；
而延伸型社会情感财富则突出长期战略导向，能够促进企业开展适应性和成长性的创新活动[3]。②基于委托代理理论，家族企业将受益于所有者和管理者之间存在一致的利益以及最小化的信息不对称，较低的代理成本能够促进企业创新性战略的实施。此外，家族高管能够利用他们优越的地位和知识来剥削权力较小的所有者，从而造成家族企业在诸如数字化创新战略上停滞不前[4]。③基于资源基础观，家族管理者的身份认同和个人承诺、信任和情感支持等独特资源，被认为是有利于家族企业数字化转型的重要因素[5]。但其他研究者也指出，由于家族成员之间通常有共同的教育和职能背景，并沉浸于相同的公司文化，在这种情况下，外部观点的缺失可能会导致群体思维和战略惰性，从而阻碍了企业参与有关数字化等颠覆性创新的建设性的思辨能力[6]。由此可见，现有的研究对家族企业与数字化转型的影响存在多角度和多重解释。考虑到数字化对家族企业长期生存和发展的重要意义，学者们鼓励探索新的研究方向，并呼吁更深入的理解[7]。
遵循上述理论逻辑，家族企业数字化转型的关键，可能涉及企业内部治理机制如何解决社会情感财富追求冲突与代理冲突等的问题。在过去的研究中，首席执行官(CEO)作为内部治理的主要推动者，统筹和负责企业战略的制定，其地位及作用获得了不少学者的关注和探讨。一方面，现有研究中，有关CEO与公司战略之间的关系假设，是以CEO具有充足的权力并能够带来预期或偏好的结果为前提条件的[8]。权力体现了“个人行为者施加其意志的能力”，是决定资源配置效率和战略决策的一个重要因素[9]。尽管后来涉及CEO权力的研究，在组织管理、企业绩效以及创新等议题中取得了丰硕的成果，但在数字化转型战略研究中尚未提及。另一方面，源于家族和企业系统的重叠，CEO的权力在家族经营中的影响尤其重要。相关研究中强调，家族企业CEO被认为对企业具有更强的心理依恋和承诺，当企业治理机制给予CEO更大的自主权时，CEO的管理活动会得到促进，这种情况在家族企业中表现得更为显著[10]。
综上分析，家族企业数字化转型的研究尚具有如下潜在的探索空间：①挖掘家族企业数字化转型的新驱动因素。在考察家族企业与数字化的问题上，现有研究普遍基于“家族管理者涉入→技术决策”的直接逻辑。与高层管理团队或董事会相比，CEO权力作为重要的组织情境，对企业数字化的影响鲜有被涉及。本研究试图从CEO权力配置的角度出发，以调和上述研究中看似不相容的矛盾，提出高权力CEO倾向于通过寻找创新战略来扩大家族公司业务，从而为数字化转型带来积极的影响。因此，CEO权力可能是影响家族企业数字化转型的新驱动因素之一，这是目前家族企业研究中尚未涉及的内容。②揭示CEO权力与数字化转型关系的作用机制。从长期导向的视角出发，高权力CEO具有长期投资的视野，能够意识到在数字时代采取数字化战略对家族企业长期生存的重大意义，以巩固家族企业的数字化根基。因此，要深入理解家族企业的数字化转型，就离不开对传统长期视角的讨论。基于此，本研究认为，长期导向是家族企业CEO权力与数字化转型之间重要的中介机制。③考察家族企业不同CEO来源对企业数字化转型的影响。有关家族企业CEO合法性的研究中表明，家族CEO在管理团队中的权力和主导地位要高于外部管理者[3]。同时，家族CEO认为，家族企业是个人和家族自豪感的来源，他们会更加重视家族企业的长期发展。因此，本研究拟加入CEO来源的情境效应，进一步明确长期导向的边界作用。④立足实践，推动中国家族企业数字化转型理论的发展。中国在数字经济发展的浪潮中收获了数字化红利，而数字化也为研究家族企业提供了极具现实意义的情境。遗憾的是，有关中国家族企业数字化转型理论和实践在业界尚缺乏共识，本研究旨在填补这一研究空白。
基于上述分析，本研究拟利用2010～2020年间中国家族企业的非平衡面板数据开展实证分析，就CEO权力对家族企业数字化转型的影响、中间机制、CEO来源异质性情境进行识别检验。同时在进一步研究中，引入代理理论、企业生命周期理论进行拓展性的验证与分析。本研究提供了关于中国家族企业基业常青以及数字化转型阶段的CEO权力影响的实证证据与管理启示。
2.1 家族企业CEO权力与数字化转型
数字化转型可视为一种沉没成本，具有较长的回报期，并涉及潜在的风险。目前，我国多数企业的数字化转型仍处于计划或者初级阶段，制约企业实施数字化转型战略的原因之一，来自于对数字化转型的困难度和复杂性估计不足，导致企业在转型过程中踌躇不前[11]。而实际上，高层管理人员的支持对于数字化转型的展开至关重要，但现有研究只停留于强调高层管理人员在企业数字化转型过程中的相关性[12]。战略研究的文献提出了关于研究高层管理者的另一个重要理论视角，即高层管理者的自由裁量权对公司的战略和绩效有着潜在的影响作用，强调探讨CEO权力对组织资源配置和绩效获取的经济后果的重要意义[13]。从最初的CEO权力对薪酬的影响开始，学者们陆续将研究视角转向CEO权力对财务绩效、公司治理效率及信息披露的动机和风险承担等方面的影响[14]。在近期的研究中，学者们开始注意到CEO权力与企业创新性战略的联系[15]。尽管有越来越多的证据表明CEO权力对组织绩效和战略的影响，但其在塑造企业数字化方面的作用尚不清晰。
在家族企业的背景下，CEO是家族成员和外部管理者中的主导者，对家族企业的战略改革施加了强大的影响[3]。高权力CEO能够凭借个人能力和意愿转化为可执行的企业战略，家族企业的数字化转型过程同样受到CEO权力的影响。因此，本研究认为，CEO权力是研究家族企业数字化转型的重要切入点。首先，约束型社会情感财富的观点认为，创新资源的引入可能伴随着控制权的分散，出于对未来控制权不确定性的担忧，家族企业表现出较低的技术创新意愿。然而，先前的一项研究指出，通过保障管理者在技术发展轨迹中的自由裁量权，即当增加管理者对权力的认知时，就能有效地减少家族企业对技术创新的抵制[16]。按照这种逻辑，权力实际上成为了保护管理者免受因损失社会情感财富而导致权力流失的“盾牌”，拥有更高控制权力的家族企业CEO所获得权力的效用，可抵消社会情感财富带来的损失，为CEO创造了一种有效的“安全感”，使企业进入数字化的发展轨道。其次，考虑到数字化转型的事前风险，高权力CEO可以更好地评估其战略决策中的风险门槛，在管理团队任命中具有较大的选择权，软化了家族企业内部进行数字变革的政治阻力，将促进数字化的落地实施[13]。最后，由于数字化转型意味着企业打破惯例和常规，需要CEO有足够权力来调配各种异质性资源，获取重要利益相关者的协同和承诺以满足转型的需求[15]。基于此，提出如下假设：
假设1CEO权力对家族企业数字化转型具有正向影响。
2.2 家族企业CEO权力与长期导向
学者们普遍认为，家族企业与非家族企业的目标在时间维度上存在着显著差异，因此长期导向被引入家族企业的研究中，体现了家族企业如何看待时间而享有的潜在优势和利益[17]。家族企业不仅需要家族的意愿，还需要家族管理者的能力来追求长期导向。首先，基于社会资本理论，CEO权力的大小在一定程度上反映其掌握资源和信息的丰富程度，能有效减少企业未来的不确定性。因此高权力CEO可以依靠独特的资源，以推动长期计划的实际落地和目标达成[18]。其次，非物质的激励能够促进管理活动，CEO权力的增加能够在社会地位、名誉等方面给予CEO非物质上的激励，使公司的发展与CEO“创造成就的愿望”更为契合。因此，CEO在参与管理层决策时更倾向于建言献策，识别具有前景的研发领域，并为之优先配置资源[19]。最后，对权力的留恋感是人类的本能。高权力CEO鉴于其“建立帝国”的野心和相比同行业竞争者更高程度的社会认同感，会促使其将眼光放远以及在困难任务中的表现更有信心，进而投资于研发项目，而较低权力的CEO可能会放弃此选项[10]。因此，高权力CEO更有能力和意愿来推进长期的研发类活动。基于此，提出如下假设：
假设2CEO权力对长期导向具有正向影响。
2.3 长期导向的中介作用
家族企业背后存在的长期人格化，以及与企业之间长期休戚与共的关系，迫使家族企业既要关注当下的生存，又要兼顾其跨代资本。长期导向因跨代间的联系为家族企业提供了“耐心资本”，用于解释其如何影响企业数字化转型。首先，在资源配置上，具有长期导向的企业将会把更高比例的资源投入于回报周期较长的项目。由于较长的时间跨度使家族企业对实验更加宽容，企业可以在数字化变革中受益[18]。其次，长期导向投资观认为，具有长期决策视野的家族企业会通过增加研发投资与员工培训，从而支持组织生产和运营各个环节的数字化转型。可见，长期导向不仅与数字化相适应，而且对家族企业数字化转型具有重要的塑造作用。基于此，提出如下假设：
假设3长期导向对家族企业数字化转型具有正向影响。
结合假设1～假设3，本研究认为，高权力CEO具备一定的社会资本和人力资本，可采取有远见、有管理眼光的战略，从而表现出长期导向的倾向，这有助于激励和启动数字化转型的战略变革。综上，本研究进一步提出了“CEO权力-长期导向-家族企业数字化转型”的逻辑框架，并提出如下假设：
假设4长期导向在CEO权力与家族企业数字化转型间起中介作用。
2.4 CEO来源的调节作用
对于家族企业而言，CEO的来源可以分为两种：①由家族成员出任CEO；
②在企业内部或外部聘任职业经理人[20]。基于现代管家理论，由家族成员出任的CEO认为家族企业是个人和家族自豪感的来源，也是当前和今后几代人获得财务支持的载体。因此，家族CEO是高度积极的管理者，在高水平权力的激励下，他们会采取慷慨的投资行为，推动与企业长期发展相关的战略落地实施[4]。与非家族的外部经理人相比，高权力的家族CEO对公司的亲近和熟悉程度，使其更容易和更迅速参与潜在的长期商业关系，对家族企业的长期生存至关重要[10]。据此，提出以下假设：
假设5相比外部经理人，由家族成员出任CEO，可强化CEO权力水平对长期导向的影响。
综合假设1～假设5，本研究进一步提出，CEO来源会强化长期导向在CEO权力与家族企业数字化转型的中介作用。对高权力CEO同时也是家族成员而言，其权力水平和家族身份认同的协同性更强。具体表现为：高权力家族CEO以更明确的长期导向为中心来领导家族企业，推动符合家族长期利益的数字化转型，同时能够更有效地应对其数字化战略经济有效性受到质疑时的压力。据此，提出以下假设：
假设6CEO来源调节了长期导向在CEO权力水平与家族企业数字化转型之间的中介关系；
与外部经理人相比，由家族成员出任CEO的家族企业，长期导向的中介作用更强。
综上所述，本研究构建家族企业CEO权力、长期导向和数字化转型之间关系的理论模型(见图1)。
图1 理论模型
3.1 研究方法
本研究中，家族企业的界定参照如下两点：①实际控制人为自然人或家族[20]；
②至少有两名家族成员在上市公司持股或担任“董监高”[21]。本研究同时剔除了ST、PT、*ST上市公司及金融类上市公司的企业样本，剔除了信息严重缺失的家族企业，最终得到共计1 275家家族企业2010～2020年的非平衡面板数据，总计6 600个观测值。本研究相关变量主要通过国泰安数据库以及企业年报文本分析而得到，相关数据的处理和检验使用Stata 16.0软件完成。
3.2 变量定义
本研究各变量的定义如下。
(1)被解释变量家族企业数字化转型(DT)。由于样本企业均为上市公司，通过Python技术对上市公司年报进行文本分析，可获悉企业数字化转型的进程。借鉴吴非等[22]的衡量方法，对上市企业相应年度报告中的有关数字化转型的特征词进行词频测度，以此作为本研究企业数字化转型程度的代理指标。这一工作主要包括以下几个步骤：①通过Python爬虫功能，下载及整理样本公司2010～2020年的年报，通过PDFminer3k模块来抽取PDF内容并写入TXT文件；
②根据吴非等[22]提供有关数字化转型的技术层特征词进行搜索、匹配和词频计数，将加总数据进行对数化处理，从而构建企业数字化转型的代理指标。企业数字化转型的基本词汇构成见图2。
图2 数字化转型的技术层特征词
(2)解释变量CEO权力(CP)。FINKELSTEIN[9]依据权力来源，将其分为所有权权力、结构权力、专家权力和声望权力4个维度；
本研究借鉴权小峰等[23]的衡量体系，使用8个虚拟指标衡量上述4个维度，即以8个测度指标相加求平均值作为CEO权力的代理指标。CEO权力维度及衡量指标见表1。
表1 CEO权力维度及衡量指标
(3)中介变量长期导向(LT)。本研究基于长期导向投资观的定义，参考何轩等[24]的测量方法，采用研发投入和员工培训投入两个指标来综合衡量家族企业的长期导向。
(4)调节变量CEO来源(CS)。本研究将CEO来源设置为虚拟变量，CEO由家族成员担任赋值为1，由职业经理人担任赋值为0。
(5)控制变量参考相关研究[25]，本研究选取了以下控制变量：企业规模(SI)；
资产负债率指标(LEV)；
盈利能力(ROA)；
市场价值(TQ)；
资产流动性(LI)；
无形资产密集度(IA)；
董事会规模(BD)；
家族涉入程度(FA)；
行业(IN)和年份(Y)哑变量。关键变量定义及来源见表2。
表2 变量定义
3.3 模型设定
首先，为了检验假设1，即CEO权力与数字化转型之间的关系，本研究参考虞义华等[26]的研究设计，构建如下回归方程：
DTi,t=α+β1CPi,t-1+γCOi,t-1+δINi+θYt+εi,t，
(1)
式中，i表示企业；
t表示年份；
α表示常数项；
β1、γ、δ、θ均表示系数；
CO表示控制变量；
ε表示随机干扰。
其次，为验证假设2～假设4，即长期导向在CEO权力和数字化转型之间的中介效应，构建如下回归方程：
LTi,t-1=α+β1CPi,t-1+γCOi,t-1+
δINi+θYt+εi,t-1；
(2)
DTi,t=α+β1CPi,t-1+β2LTi,t-1+γCOi,t-1+
δINi+θYt+εi,t，
(3)
式中，β2表示系数。
最后，为验证假设5和假设6，即有调节的中介效应，构建如下回归方程：
LTi,t-1=α+α1CPi,t-1+α2CSi,t-1+α3CPi,t-1×
CSi,t-1+γCOi,t-1+δINi+θYt+εi,t-1；
(4)
DTi,t=α+β1CPi,t-1+β2CSi,t-1+b1LTi,t-1+
b2CSi,t-1×LTi,t-1+γCOi,t-1+δINi+θYt+εi,t，
(5)
式中，α1～α3、b1、b2均表示系数。
本研究对数据做如下基本处理：①考虑到企业数字化转型战略存在一定时滞性，为减少内生性影响，将解释变量以及所有控制变量进行滞后一期处理；
②为了控制离群值的影响，对所有连续变量在1%和99%分位上进行缩尾处理；
③在调节效应检验部分，已对解释变量和调节变量进行了中心化处理；
④在回归分析中均对行业和年度进行控制。
4.1 描述性统计与相关性分析
核心变量的描述性统计及相关性分析见表3。由表3可知，数字化转型(DT)均值为1.143，中位数为0，均值远大于中位数，说明样本家族企业中的数字化转型水平存在较大差异。此外，变量CEO来源(CS)的中位数为1，表明半数以上家族企业CEO由家族成员出任。其余变量均值和中位数比较接近，表明各变量近似对称分布。
本研究计算了模型中主要变量的Pearson相关系数，初步考察模型中各变量之间的相关性。由表3可知，各变量间的相关性系数远低于0.7，同时控制变量均与长期导向和数字化转型显著相关，说明控制变量的选定不具有多重共线性且具有研究意义，应纳入回归模型中。为进一步考察模型设定的合理性，本研究对表3中的所有变量进行了方差膨胀因子(VIF)诊断，结果表明：模型整体的VIF值为1.31远低于10，由此可见，变量之间并不存在严重的多重共线性问题。
表3 描述性统计及相关性分析(N=6 600)
4.2 基准回归
4.2.1主效应及中介效应分析
CEO权力与家族企业数字化转型间关系的回归结果见表4。表4中，模型(1)是只含有控制变量的基础模型。根据表4中模型(2)主效应模型检验的结果：CEO权力与家族企业数字化转型的回归系数为正(β=0.424)，且通过了1%水平的显著性检验。假设1得到验证。
表4 主效应及中介效应的回归结果(N=6 600)
模型(3)考察的是CEO权力对家族企业长期导向的影响。实证检验结果显示，CEO权力与长期导向呈显著正相关关系(β=0.008，p<0.01)。这表明CEO权力越大，企业越关注长期导向，表现为增加企业研发投入和员工培训投入，假设2得到验证。
模型(4)考察的是长期导向对家族企业数字化转型的影响。检验结果显示，长期导向与家族企业数字化转型呈显著正相关关系(β=13.480，p<0.01)。据此，假设3得到验证。
模型(5)是在模型(2)的基础上加入了长期导向，分析结果显示，CEO权力对家族企业数字化转型有显著正向影响(β=0.322，p<0.05)，且相比于模型(2)，CEO权力的系数明显有所降低，表明长期导向在CEO权力和家族企业数字化转型之间具有部分中介效应，假设4得到验证。
4.2.2有调节的中介效应分析
有调节的中介效应检验结果见表5。表5中，模型(6)检验的是CEO来源(CS)的调节作用。结果显示：长期导向(LT)对CEO权力与CEO来源的交乘项(CP×CS)系数为正且在10%的水平上显著(β=0.006，p=0.078)，因此假设5通过检验。
表5模型(7)检验的是有调节的中介作用。根据温忠麟等[27]提出的检验标准，若模型(7)的中介变量(LT)及模型(6)中交乘项(CP×CS)都显著不为0时，则中介效应的前半段受到调节。结果显示：LT在1%的水平上显著，结合模型(6)中CP×CS的回归系数显著不为0，因此假设6得到验证。故有调节的中介效应成立，即CEO权力通过长期导向影响家族企业数字化转型的前半段路径被CEO来源所强化。
表5 有调节的中介效应检验结果(N=6 600)
4.3 稳健性检验
本研究采用Sobel-Goodman检验增强中介效应结果的稳健性。检验结果显示，Sobel、Goodman-1、Goodman-2的Z值分别为6.431、6.418、6.444，并且均在1%的水平上显著。由此可知，长期导向在CEO权力对家族企业数字化转型的影响中起中介效应。因此，所得结论与上文层级回归检验结果相同，研究结论依然稳健。
4.4 内生性检验
4.4.1工具变量法
考虑到CEO权力与家族企业数字化转型之间可能存在遗漏变量的问题，本研究参照柯东昌等[28]的方法，取CEO权力(CP)的年度、行业和省份的平均值作为其工具变量(M_X)。结果见表6。表6中，模型(1)表示第一阶段估计结果，其中，M_X的估计系数为0.945，且在1%水平上显著，满足工具变量与内生变量的条件。此外，Anderson LM检验显著拒绝原假设，即模型不存在识别不足的问题，表明工具变量与内生解释变量相关。Cragg Donald Wald F统计量远大于StockYogo弱工具变量的临界值，说明模型通过了弱工具变量检验。
表6模型(2)为第二阶段回归估计结果，其中，CEO权力对数字化转型的估计系数为0.566，且在1%水平上显著，工具变量法进一步表明，CEO权力对家族企业数字化转型具有促进作用。因此，内生性的控制明显强化了本研究提出的假设1。
表6 工具变量法(2SLS)检验结果(N=6 600)
4.4.2倾向性得分匹配
由于多元线性回归的无偏估计依赖于Y与X函数形式的正确设定，若函数形式被错误设定(FFM)时会导致以上结论的有偏估计。因此本研究通过倾向性得分匹配(PSM)以减少对函数形式设定的依赖，缓解FFM问题。
首先，为构建分组变量(PO)，本研究对CEO权力(CP)进行编码，当CP大于等于中位数0.625时赋值为1，定义为高权力组(实验组)；
反之，编码为0，定义为低权力组(对照组)。其次，对分组变量(PO)使用Logit回归计算倾向性得分值，并归入前文的控制变量。最后，筛选匹配得到的样本进行回归。同时，本研究为减弱匹配方式对回归结果的影响，分别使用一对一最近邻匹配、半径匹配与核匹配3种方法对样本进行匹配。最终平衡性检验结果显示，匹配后所有协变量的标准化偏差小于10%，表明匹配效果良好(结果见表7)。由表7可知，CEO权力的一次项系数均为正，且在5%的水平上显著，本研究的核心结论得到了进一步验证。
表7 内生性检验结果
4.4.3 Heckman二阶段法
本研究探讨了CEO权力对家族企业数字化转型的影响。然而在现实情况下，行业中具有创新思维，且具有数字化变革意愿的家族企业，也可能会偏好聘任高权力CEO来推动组织变革，导致自选择的内生性问题存在。因此本研究选用Heckman两阶段法解决样本自选择问题。
首先，在第一个阶段的Probit回归中，采用与上文相同的编码方法，用PO作为分组变量。其次，由于CEO权力水平的高低在一定程度上以同行业其他CEO权力为参照，故在很大程度上影响本企业CEO权力的值，但对本企业数字化转型不会产生显著影响。因此，本研究在第一阶段的回归模型中选用除本企业外的行业均值(M_CP)作为工具变量。最后，将第一阶段的回归结果计算得到的逆米尔斯比率(IMR)放入第二阶段进行回归。由表7模型(5)可知，修正自选择问题之后的CEO权力在5%的水平上显著为正，结果与基准模型较为接近，进一步验证了研究结论。
5.1 代理成本的调节作用
根据代理理论，CEO在私人利益和时间偏好的驱使下，牺牲长期的盈利而选择短期的利润时就会产生组织代理成本。在这种情况下，CEO权力会在公司内外治理机制失灵时，超越权力约束对公司的权力机制产生影响，进而诱发风险规避的短期投机行为。此外，当代理成本较小时，公司内外部治理机制对CEO行为发挥约束作用，使得CEO与股东的长期目标趋近一致，进而合理高效地利用其权力促进数字化转型。基于此，本研究提出当代理成本较低时，CEO权力对长期导向的促进作用更加显著；
同时，代理成本调节了长期导向在CEO权力与家族企业数字化转型之间的中介作用。
综上，本研究采用管理费用率(AC)度量代理成本[29]，企业付出的高代理成本体现为管理费用率的增长，以此验证代理成本的调节作用(见表8)。表8模型(1)中，CEO权力与代理成本的交乘项(CP×AC)的回归系数(β=-0.108，p=0.056)和模型(2)代理成本与长期导向的交乘项(AC×LT)的回归系数(β=-22.325，p=0.032)都显著不为0，因此中介效应的前后半段均受到调节，有调节的中介效应成立。换言之，长期导向机制对CEO权力和数字化转型的中介作用，在代理问题不严重的情况下更为明显。
表8 代理成本的调节效应检验结果(N=6 600)
5.2 企业生命周期异质性检验
上述研究结论在静态范畴下讨论家族企业权力与数字化转型之间的关系机制，然而，已有研究开始关注随着生命周期的动态推移企业内部管理的变化特征。企业的成长过程伴随着内部管理等级的复杂性，CEO因拥有较多的权力，进而在投资决策上掌握着更大的决定权。基于此，本研究运用综合得分判别法，根据企业的营业收入增长率、留存收益率、资本支出率和企业年龄进行综合评分；
按照综合得分从高到低排序，得分最高的前1/4为成长期企业，中间1/2部分为成熟期企业，得分最低的约1/4为衰退期企业。以综合指标法划分生命周期的实证结果见表9。
表9 生命周期分组检验结果
由表9可见，在考虑了所有控制变量之后，成长期家族企业系数及相关性均降低且并未通过10%显著性检验。其原因可能是CEO为了保全自己在企业中的地位，存在风险规避的倾向，以减少犯错的机会；
同时，由于成长期企业规模较小，CEO容易受到董事会对管理层行为监管的影响，进而导致CEO权力与数字化转型的相关性降低。而处于成熟期的家族企业CEO权力在1%统计水平上显著促进数字化转型。在衰退期组别中，CEO权力对数字化转型的正向影响在5%统计水平上显著，进一步验证了本研究的观点。
本研究实证检验结果表明：①CEO权力对家族企业数字化转型具有显著的正向影响。②CEO权力能够显著促进企业长期导向。③具有长期导向视野的家族企业，其数字化转型水平也较高。④长期导向部分中介了CEO权力对家族企业数字化转型的影响。⑤在家族成员担任CEO的情境下，强化了CEO权力对长期导向的正向影响；
同时，长期导向影响家族企业数字化转型的中介作用更强。⑥进一步的研究发现，长期导向机制对强权CEO和数字化转型的中介作用，在代理问题不严重的情况下更为明显；
在不同生命周期条件下，CEO权力对数字化转型的促进作用在成熟期企业中更显著。
本研究所作的边际贡献在于：①现有相关研究尚未拓展到中国家族企业数字化转型的主题中，本研究则从中国家族企业数字化转型现状出发，旨在推动该议题的理论研究与实践活动获得业界共识；
②以CEO权力为切入点，回应了SOLUK等[5]和ARZUBIAG等[7]的研究，基于此，充实了数字化转型前因变量的探索性研究；
③通过实证检验，为长期导向在两者之间起到重要中介作用提供了有力的证据支持，并证实了CEO来源在CEO权力与家族企业数字化转型关系中的重要情境作用；
④丰富了家族企业内部代理问题对数字化转型的研究，同时为企业在生命周期的动态视角下，探究数字化转型提供了新的经验证据。
本研究的管理启示在于：①放宽了对家族企业经济目标和家庭目标冲突的假设，从而获得一个潜在的更有力的家族企业行为理论，意味着家族企业对待数字化的态度并不是恒定问题，关注管理者特征具有重要的管理意义。②CEO在企业战略中占据结构性地位，管理者及研究者会本能地将强权CEO与掠夺或强制性的力量等量齐观，但CEO权力可能是推动企业进行如数字化转型此类颠覆式创新变革的重要力量。③企业应安排具有长期导向的CEO进行数字化管理工作，提升业务连续性和危机应对能力，这能有效地推动企业对于数字化技术的嗅探。同时，任命家族CEO可以作为一种机制，确保新公司的长期定位对于数字化的承诺。④完善企业内部治理，减少代理问题对CEO权力发挥的积极影响具有重要意义。此外，CEO权力与数字化转型之间的动态演变体现在了企业生命周期中，企业应该根据自身成长轨迹选择与之相适应的数字化转型战略。
本研究还存在以下不足：①家族企业数字化转型不可避免会受到外在环境的影响，因此，未来的研究可以将公司层面的影响与个体或地区层面的影响分开；
②本研究依靠的是公开上市的家族企业的数据，并不代表所有家族企业的运营结果，研究结果可能无法推广到私有的家族企业；
③本研究主要从CEO权力的角度展开分析，而在家族企业不同所有权配置的情境下产生的结果不尽一致，进而对家族企业数字化战略也会造成差异性影响。未来研究可以将所有权配置问题也纳入在这一范畴之下。