家族企業(yè)超額商譽、信用關系與創(chuàng)新投入

李瑜 趙祎禧

【摘要】以2008 ～ 2021年我國A股上市家族企業(yè)為研究樣本， 檢驗家族企業(yè)超額商譽與創(chuàng)新投入之間的關系及其機制路徑、 不同所有權結(jié)構(gòu)下超額商譽與創(chuàng)新投入之間機制路徑的異質(zhì)性以及超額商譽的前置動因。實證結(jié)果表明： 超額商譽抑制企業(yè)創(chuàng)新投入； 超額商譽抑制商業(yè)信用融資， 促進銀行信貸融資； 銀行信用具有財務剛性， 并非家族企業(yè)創(chuàng)新投入的最優(yōu)融資來源； 商業(yè)信用與銀行信用之間存在替代效應， 可以成為家族企業(yè)創(chuàng)新的融資來源渠道之一。基于所有權異質(zhì)性視角發(fā)現(xiàn)， 非創(chuàng)始人家族控股以及低二代控股組超額商譽對創(chuàng)新投入的負向影響較弱。進一步探究超額商譽的前置動因發(fā)現(xiàn)， 自由現(xiàn)金流促進家族企業(yè)超額商譽的確認。最后， 基于企業(yè)內(nèi)部治理水平與外部制度環(huán)境的異質(zhì)性分析發(fā)現(xiàn)， 在低經(jīng)營風險組以及低市場化組， 超額商譽對企業(yè)創(chuàng)新投入的抑制作用較強。

【關鍵詞】家族企業(yè)；超額商譽；創(chuàng)新投入；信用關系

【中圖分類號】F275? ? ? 【文獻標識碼】A? ? ? 【文章編號】1004-0994（2023）11-0053-8

一、 前言

黨的十九大報告指出， 我國社會主要矛盾已經(jīng)轉(zhuǎn)化為人民日益增長的美好生活需要和不平衡不充分發(fā)展之間的矛盾。緩解該社會主要矛盾歸根到底是要靠量質(zhì)齊升的高質(zhì)量發(fā)展， 這意味著民營經(jīng)濟過去“以量為先”的粗放式發(fā)展方式必須向“量質(zhì)并重”的發(fā)展模式轉(zhuǎn)型（任曉猛等，2022）。并購與創(chuàng)新是推動民營經(jīng)濟“量質(zhì)并重”發(fā)展的關鍵要素。家族企業(yè)作為民營企業(yè)的主體， 是實現(xiàn)創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展戰(zhàn)略目標必不可少的一環(huán)， 但家族企業(yè)普遍存在著創(chuàng)新投入不足的問題。同時， 在代際傳承高峰期， 并購是家族企業(yè)追求股東價值最大化經(jīng)濟目標以及企業(yè)傳承、 家族控制、 家族聲譽等家族目標的重要公司戰(zhàn)略， 但并購也伴隨著高商譽的確認與后續(xù)商譽減值風險（劉白璐和呂長江，2018）。基于此， 有幾個問題值得探討： 首先， 家族企業(yè)高溢價并購后對其創(chuàng)新策略是否有重大影響？其次， 信用供給者（供應鏈主體、 銀行主體）對家族企業(yè)超額商譽的反應如何， 又是如何作用于其創(chuàng)新策略的？不同的所有權類型在以上問題探討中是否有顯著差異？家族企業(yè)超額商譽確認的動因是什么？

本文以2008 ～ 2021年我國A股家族企業(yè)上市公司為研究對象， 實證檢驗了家族企業(yè)超額商譽如何作用于其創(chuàng)新投入。研究結(jié)果表明： 超額商譽抑制企業(yè)創(chuàng)新投入； 超額商譽主要通過減少商業(yè)信用融資規(guī)模、 增加銀行信用融資規(guī)模抑制企業(yè)創(chuàng)新投入。在進行Heckman兩階段回歸、 固定效應模型檢驗、 安慰劑檢驗等多項穩(wěn)健性檢驗后， 本文的研究結(jié)論依然穩(wěn)健。進一步地， 本文將二代家族控股與創(chuàng)始人家族控股作為關鍵情境變量， 試圖厘清超額商譽對家族企業(yè)創(chuàng)新投入的作用邊界與效果， 結(jié)果表明， 在非創(chuàng)始人控股的公司以及高二代控股的公司中， 不合理并購對創(chuàng)新的擠出效應更強。

本文可能的邊際貢獻如下： ①已有研究就家族企業(yè)并購商譽與創(chuàng)新投入之間的關系從風險承擔水平機制路徑給出解釋， 而本文側(cè)重于探討并購商譽中不合理部分， 即超額商譽對家族企業(yè)創(chuàng)新投入的影響； 本文關注信用融資中介機制， 從商業(yè)信用融資與銀行信用融資兩條途徑進行綜合檢驗， 為厘清超額商譽對企業(yè)創(chuàng)新投入的影響機制提供了新的視角。②在代際傳承高峰期， 家族企業(yè)所有權問題一直是學術界探討的熱點。本文就家族企業(yè)所有權特性對超額商譽與企業(yè)創(chuàng)新投入之間的作用機制展開異質(zhì)性分析， 為家族企業(yè)完善公司治理提供理論支撐。③我國家族企業(yè)行為中有眾多變異， 超額商譽是行為變異的后果之一。本文試圖基于自由現(xiàn)金流代理成本假說探討超額商譽的前置動因， 未來研究可以從產(chǎn)權的超經(jīng)濟性制度特征方面尋求進一步解釋。

二、 理論分析與研究假設

（一）超額商譽對創(chuàng)新投入的作用效果

學者們對于并購商譽對企業(yè)創(chuàng)新投入的作用效果仍存在爭議， 主要表現(xiàn)在以下兩個方面。

1. 企業(yè)并購商譽可能會抑制企業(yè)創(chuàng)新投入。這一逆向效果主要表現(xiàn)在三個方面： 首先， 管理層代理成本理論。高并購商譽往往伴隨著高業(yè)績承諾， 管理層為實現(xiàn)高業(yè)績承諾等短期經(jīng)濟利益目標， 會產(chǎn)生向上的應計盈余管理與真實盈余管理動機， 進而影響企業(yè)研發(fā)支出會計選擇（研發(fā)支出資本化）以及抑制實際創(chuàng)新投入。其次， CEO認知與心理偏差理論。并購商譽否定了傳統(tǒng)并購理論下的理性人基本假設， 即如果決策者是理性的， 那么并購商譽等反?，F(xiàn)象就不會存在。CEO的個體認知與心理偏差會對企業(yè)決策產(chǎn)生重要影響。在并購過程中， CEO的個體認知與心理偏差體現(xiàn)在偽稟賦效應（所有權偏差）， 即為避免損失標的物的未來所有權， 買方會以高于該標的物市場價格的支付價格完成交易， 并購商譽可體現(xiàn)CEO的“虛擬心理所有權”以及“損失厭惡”程度。創(chuàng)新項目投資具有高風險、 高收益的特性， 高損失厭惡的CEO不會選擇投資于高風險項目。最后， 融資約束理論。商譽攤銷改減值、 合理商譽確認會提高會計信息披露質(zhì)量， 但不合理的商譽確認會加劇信息不對稱， 提高投資者風險溢價補償及股權融資成本， 企業(yè)融資約束程度進一步加深。融資約束已成為企業(yè)創(chuàng)新投入面臨的一大阻礙（王曉穎等，2021）。

2. 并購商譽可能會促進企業(yè)創(chuàng)新投入。這一正向效果主要體現(xiàn)在兩個方面： 首先， 研發(fā)活動的正外部性屬性。并購使得技術外溢內(nèi)部化， 引發(fā)額外的研發(fā)支出（Kamienmi和Mullere，1992）。研發(fā)活動本質(zhì)上屬于具有正外部性的經(jīng)濟活動， 并購方并購前通過外部性就能受益的研發(fā)紅利， 并購后只能通過額外的研發(fā)支出受益。其次， 信號傳遞理論。李健等（2022）認為， 家族企業(yè)往往具有長期價值導向， 并購時不會盲目支付高溢價， 因此家族企業(yè)高溢價向市場傳遞利好信號， 為再融資提供更多可能性， 從而為創(chuàng)新投入提供更為充足的現(xiàn)金流。

以往學者在論證并購商譽與企業(yè)創(chuàng)新投入關系時產(chǎn)生沖突的焦點是以整個并購商譽為研究對象， 未將超額商譽進行剝離。商譽包括能發(fā)揮協(xié)同作用的合理商譽和侵蝕公司價值的超額商譽： 合理商譽能夠發(fā)揮并購協(xié)同效應， 為企業(yè)帶來價值增值； 而超額商譽則是企業(yè)并購活動無效率的結(jié)果， 無法發(fā)揮并購協(xié)同效應（嚴甜甜等，2022）。因此， 超額商譽的確認強化了管理層盈余管理動機與“損失厭惡”程度， 加劇了企業(yè)融資約束程度， 進而抑制了企業(yè)創(chuàng)新投入?；谝陨侠碚摲治觯?本文提出假設1：

假設1： 超額商譽對我國家族企業(yè)的創(chuàng)新投入具有抑制作用。

（二）超額商譽對創(chuàng)新投入的作用機制

商業(yè)信用是指， 在商品交易中買賣雙方所形成的借貸關系。隨著我國社會信用體系的不斷完善， 商業(yè)信用融資已經(jīng)成為銀行信用融資的替代性融資方式。孫建強和哈文靜（2021）認為， 超額商譽占用企業(yè)經(jīng)營資源、 損害企業(yè)未來經(jīng)營業(yè)績， 向市場傳遞高風險信號， 商業(yè)信用融資減少是供應商對負面市場信號的反應。王瑤和支曉強（2021）則認為， 超額商譽會降低會計信息質(zhì)量， 削弱供應商與客戶對企業(yè)的信任， 進而抑制企業(yè)商業(yè)信用融資。根據(jù)Banerjee等（1993）的“長期互動假說”和“共同監(jiān)督假說”以及信息不對稱理論， 銀行與企業(yè)之間存在更高程度的信息不對稱。事前信息不對稱會導致逆向選擇， 即銀行信貸資源更容易流向高超額商譽、 低價值的企業(yè)。

金融促進實體經(jīng)濟發(fā)展， 推動技術進步與經(jīng)濟轉(zhuǎn)型。但我國金融發(fā)展存在經(jīng)濟增長需求與資本存量供給錯配的問題， 即金融資源供給難以合理匹配企業(yè)創(chuàng)新投入需求， 企業(yè)研發(fā)項目普遍存在融資難的問題。當前， 我國社會信用制度仍需完善， 信用制度缺陷使得企業(yè)融資結(jié)構(gòu)仍以外源性債務融資為主。根據(jù)央行公布的《2021年社會融資規(guī)模存量統(tǒng)計數(shù)據(jù)報告》， 2021年末全國社會融資規(guī)模存量為314.13萬億元， 其中， 債務融資占主導， 股權融資次之。因此， 債務融資的創(chuàng)新效應成為研究焦點。在我國獨特的信用背景下， 傳統(tǒng)的財務理論分析框架下的債務同質(zhì)性假說已然不適用， 債務異質(zhì)性假說根據(jù)債務契約的特征將債務融資分為關系性債務融資與交易性債務融資。關系性債務融資包括上下游產(chǎn)業(yè)鏈伙伴所提供的商業(yè)信用以及銀行所提供的信貸， 交易性債務融資包括債券融資。銀行信用融資、 債券融資屬于交易性債務契約， 而商業(yè)信用屬于關系性債務契約。兩種債務契約對企業(yè)創(chuàng)新投入的治理效應不同。莊芹芹和司登奎（2021）認為， 關系性債務契約建立在信息較透明的環(huán)境下， 相較于交易性債務契約， 其對創(chuàng)新項目的風險容忍度越高， 創(chuàng)新治理作用越強。參考以往學者的研究， 本文從四個維度對關系性債務契約以及交易性債務契約的創(chuàng)新治理效應展開分析。

1. 基于資產(chǎn)專用性維度。無形資產(chǎn)具有一定的資產(chǎn)專用性， 表現(xiàn)為無形資產(chǎn)用途改變具有較高的調(diào)整成本（溫軍等，2011）。交易性債務契約損害資產(chǎn)專用性， 而關系性債務契約保護資產(chǎn)專用性。在銀企關系中， 當債務人陷入財務困境并在限定期限內(nèi)無法償還相關貸款時， 交易性債權人（銀行）持有的不良貸款不易在銀行間轉(zhuǎn)移， 此時銀行有權將無形資產(chǎn)質(zhì)押物進行拍賣， 從而損害無形資產(chǎn)專用性， 帶來較高的調(diào)整成本。而在供應鏈關系中， 由于應收票據(jù)貼現(xiàn)、 背書轉(zhuǎn)讓以及應收賬款保理業(yè)務市場較為成熟， 在債務人陷入財務困境時， 關系性債權人（供應商）有權將應收票據(jù)背書轉(zhuǎn)讓或向銀行尋求貼現(xiàn)、 將應收賬款辦理保理， 避免了無形資產(chǎn)因改變用途引致的高調(diào)整成本。基于債務人角度， 交易性債務契約相較于關系性債務契約具有更高的調(diào)整成本， 為避免無形資產(chǎn)高調(diào)整成本所帶來的損失， 債務人在選擇研發(fā)項目資金來源時更傾向于關系性債務契約而非交易性債務契約。

2. 基于債務融資契約剛性維度。銀行信用具有一定的財務剛性， 商業(yè)信用則不然。O'Bien（2003）認為， 銀行信貸不是企業(yè)創(chuàng)新投入的最優(yōu)治理機制， 銀行信貸到期還本付息的財務剛性與創(chuàng)新投入的收益不確定性相沖突， 而應收票據(jù)、 應收賬款等為企業(yè)創(chuàng)新投入提供更強的債務柔性。

3. 基于債務契約收益維度。銀行信用與商業(yè)信用債權人均能獲取固定收益， 但由于供應商與企業(yè)較之銀行與企業(yè)存在更多的利益和商業(yè)聯(lián)系， 能夠從企業(yè)研發(fā)投資中獲取超額收益， 供應商更有意愿為企業(yè)創(chuàng)新項目提供資金供給； 而銀行為獲取保本收益， 會阻礙企業(yè)投資于高風險項目。

4. 基于創(chuàng)新投入的逆向選擇和道德風險維度。Stiglitz和Weiss（1981）、? Hall（2022）認為， 信息不對稱、 道德風險和逆向選擇是導致外源債務融資無法成為企業(yè)創(chuàng)新投入重要融資來源的原因。銀行與企業(yè)之間存在較高程度的信息不對稱， 信貸資源無法得以有效配置； 而供應商與企業(yè)之間信息透明度較高， 商業(yè)信用能夠二次配置銀行信貸資源， 進而推動企業(yè)創(chuàng)新項目開展（王彥超，2014）。

基于以上分析， 本文提出以下假設2：

假設2： 商業(yè)信用融資與銀行信用融資在超額商譽與企業(yè)創(chuàng)新投入之間發(fā)揮中介效應。

三、 研究設計

（一）樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文以2008年為研究起點， 選取2008 ～ 2021年A股家族企業(yè)上市公司為樣本， 并按以下標準剔除不適合本研究的樣本： ①剔除ST、 ?ST、 PT類上市公司； ②剔除金融行業(yè)上市公司； ③剔除關鍵變量數(shù)據(jù)缺失的樣本。為防止極端值對研究結(jié)論的影響， 本文對所有連續(xù)變量均進行了1%和99%分位上的縮尾處理； 為防止自相關， 對所有回歸方程中標準誤進行估計時均采用公司層面的聚類穩(wěn)健標準誤。主要數(shù)據(jù)來源于CSMAR數(shù)據(jù)庫， 創(chuàng)始人家族控股數(shù)據(jù)采用手工搜集方式獲取， 使用STATA與EXCEL進行數(shù)據(jù)處理。

（二）變量定義與度量

1. 解釋變量。借鑒魏志華和朱彩云（2019）的做法， 利用并購特征指標（是否現(xiàn)金支付Cash、 買方支出價值Buyer）、 行業(yè)商譽水平指標（行業(yè)年度其他公司商譽均值Gwind）、 公司特征指標（公司規(guī)模Size、總資產(chǎn)報酬率Roa、營業(yè)收入增長率Growth、管理層持股比例Maho、是否兩職合一Dual）、 行業(yè)與年度虛擬變量對商譽余額（Gw）進行回歸， 以擬合出的回歸殘差作為超額商譽（Gwexcess）的衡量指標。具體估計模型如下：

其中： RDi，t表示i企業(yè)第t年的創(chuàng)新投入； Gwexcessi，t表示第t年超額商譽； Controlsi，t表示t年一系列控制變量。Yeart表示年度固定效應， 用來控制不隨個體變化而變化的因素對企業(yè)創(chuàng)新投入的影響； Industryi表示行業(yè)固定效應， 用來控制不隨時間變化但影響企業(yè)創(chuàng)新投入的行業(yè)特征。模型（1）用于檢驗家族企業(yè)超額商譽對企業(yè)創(chuàng)新投入的影響， 若α1顯著為負， 則說明超額商譽可在一定程度上抑制企業(yè)創(chuàng)新投入。模型（2）用于檢驗超額商譽對商業(yè)信用融資以及銀行信用融資的影響， 若β1顯著為負， 說明超額商譽會縮減企業(yè)商業(yè)信用以及銀行信用融資規(guī)模， 反之則擴大商業(yè)信用以及銀行信用融資規(guī)模。如果模型（2）中的β1與模型（3）中的γ2乘積與模型（3）中的γ1符號一致， 則表明商業(yè)信用與銀行信用融資在超額商譽與企業(yè)創(chuàng)新投入之間發(fā)揮中介效應。

四、 實證分析

（一）描述性統(tǒng)計

表 2報告了關鍵變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果。由表 2可知， 樣本企業(yè)創(chuàng)新投入基本呈正態(tài)分布， 多數(shù)企業(yè)創(chuàng)新投入占資產(chǎn)比重維持在2.4%的水平。Gwexcess的中位數(shù)為-0.014， 均值為0.003， 整體數(shù)據(jù)呈右偏分布， 說明部分企業(yè)商譽規(guī)模過大， 所選取樣本企業(yè)規(guī)模相差不大； 大多數(shù)企業(yè)資產(chǎn)負債率維持在10% ～ 50%之間， 但依然存在高杠桿企業(yè)； 從固定資產(chǎn)占比來看， 樣本企業(yè)既包括輕資產(chǎn)公司也包含重資產(chǎn)公司。此外， 企業(yè)在股權結(jié)構(gòu)、 管理費率和現(xiàn)金流比率方面均存在差異。

（二）回歸分析

從表3中的回歸結(jié)果可知， 列（1）、 （4）中Gwexcess的系數(shù)均顯著為負， 表明超額商譽對企業(yè)創(chuàng)新投入有抑制作用， 假設1得到驗證。列（2）中Gwexcess與列（3）中中介變量的系數(shù)乘積為負， 與列（3）Gwexcess的回歸系數(shù)符號方向一致， 表明商業(yè)信用融資在超額商譽與企業(yè)創(chuàng)新投入之間發(fā)揮中介效應， 超額商譽通過抑制企業(yè)商業(yè)信用融資金額， 進而抑制企業(yè)創(chuàng)新投入。列（4）Gwexcess的系數(shù)顯著為負， 列（5）中Gwexcess與列（6）中中介變量的系數(shù)乘積為負， 與列（6）Gwexcess的系數(shù)符號方向一致， 表明銀行信用融資在超額商譽與企業(yè)創(chuàng)新投入之間發(fā)揮中介效應， 超額商譽促進銀行信用融資增加， 進而抑制企業(yè)創(chuàng)新投入。由此， 假設2得到驗證

本文進一步采用Bootstrap抽樣法對商業(yè)信用融資以及銀行信用融資的間接效應進行穩(wěn)健性檢驗。結(jié)果顯示， 商業(yè)信用融資以及銀行信用融資間接效應系數(shù)均顯著不為0， 并且經(jīng)過偏差校正調(diào)整的置信區(qū)間也未包括0， 說明商業(yè)信用融資與銀行信用融資的間接效應得到進一步支持。

（三）穩(wěn)健性檢驗

1. Heckman兩階段回歸。并非所有上市公司都會披露創(chuàng)新投入數(shù)據(jù)， 導致樣本存在自選擇性。本文利用Heckman兩階段回歸來控制樣本自選擇性偏誤問題， 估計模型步驟具體如下：

第一階段： 建立企業(yè)是否披露創(chuàng)新投入金額的Probit模型。

其中： 被解釋變量RD是該公司是否披露創(chuàng)新投入虛擬變量， 披露取1， 未披露取0；? Controls代表一系列影響企業(yè)是否披露創(chuàng)新投入的變量。借鑒徐飛（2019）的研究， 選取企業(yè)規(guī)模、 企業(yè)年齡、 資產(chǎn)負債率、 總資產(chǎn)收益率、 營業(yè)收入增長率、 經(jīng)營性現(xiàn)金流凈額、 固定資產(chǎn)占比等作為控制變量。

第二階段： 將第一階段回歸所得的逆米爾斯比率（IMR）代入第二階段模型中， 得到Heckman第二階段的回歸結(jié)果?；貧w結(jié)果表明， 在控制是否披露創(chuàng)新投入所帶來的樣本自選擇偏差問題之后， 本文的研究結(jié)論依舊成立。

2. 雙向固定效應模型。為了克服潛在的遺漏變量問題， 本文采用雙向固定效應模型對模型（1） ～ 模型（3）進行回歸分析?；貧w結(jié)果顯示， 商業(yè)信用融資與銀行信用融資的部分中介效應依然成立。

3. 工具變量法。潛在的反向因果也可能成為本文中主要的內(nèi)生性來源。具體來說： 首先， 超額商譽會抑制企業(yè)創(chuàng)新投入， 但反過來， 當企業(yè)將資金應用于研發(fā)時， 其戰(zhàn)略導向很有可能是內(nèi)涵式擴張而非外延式擴張。其次， 超額商譽會抑制商業(yè)信用融資， 反過來， 上下游的商業(yè)信用也有可能成為并購資金的一部分。最后， 超額商譽會促進銀行信用融資， 反過來， 當企業(yè)面臨較小的信貸約束時， 通常會選擇進一步擴張。參考嚴甜甜等（2022）的研究， 選用同年份內(nèi)除該公司外的其他上市公司的均值作為工具變量（IV）， 采用兩階段最小二乘法（2SLS）進行檢驗。同年份內(nèi)除該公司外的其他上市公司的超額商譽的均值與企業(yè)創(chuàng)新投入不存在明顯相關性， 基本滿足外生性要求。工具變量有效性檢驗顯示， Wald F統(tǒng)計量均大于10%偏誤設定下的臨界值， 進一步說明模型不存在弱工具變量問題。回歸結(jié)果表明， 商業(yè)信用融資與銀行信用融資部分中介效應依舊成立。

4. 替換關鍵變量度量。為進一步驗證實證結(jié)果的穩(wěn)健性， 參考張新民（2018）的研究， 用經(jīng)行業(yè)均值、 中位數(shù)調(diào)整的超額商譽替換超額商譽， 回歸結(jié)果與主回歸結(jié)果無顯著差異， 說明本文結(jié)論較為穩(wěn)健。

5. 安慰劑檢驗。本文借鑒Cantoni等（2017）的研究進行安慰劑檢驗， 判斷超額商譽與企業(yè)創(chuàng)新投入之間的負向關系以及商業(yè)信用融資、 銀行信用融資在二者之間發(fā)揮的中介效應是否由其他隨機因素引起。在檢驗總效應時， 本文以超額商譽變量對隨機挑選的企業(yè)進行沖擊， 并重復1000次回歸， 最后將企業(yè)超額商譽回歸系數(shù)的核密度圖進行展示。安慰劑檢驗結(jié)果顯示， 超額商譽的回歸系數(shù)集中在0附近， 說明本文并不存在隨機因素導致嚴重偏誤。在檢驗前半部分中介效應時， 重復上述步驟。在檢驗后半部分中介效應時， 以商業(yè)信用融資以及銀行信用變量對隨機挑選的企業(yè)進行沖擊， 重復1000次回歸， 結(jié)果顯示， 仍沒有因隨機因素而導致的嚴重偏誤。

限于篇幅， 穩(wěn)健性檢驗結(jié)果未予列示， 留存?zhèn)渌鳌?/p>

（四）異質(zhì)性分析

我國私營資本企業(yè)產(chǎn)權主體自帶血緣性、 親緣性與地緣性， 使得私營資本產(chǎn)權帶有濃厚的宗法性色彩， 產(chǎn)權本身的宗法性與市場經(jīng)濟的法權性相沖突（劉偉，2000）。并購與創(chuàng)新是企業(yè)適應市場法則的助推劑， 由此引發(fā)的問題是： 不同的私有產(chǎn)權結(jié)構(gòu)與市場的適配度如何？細分產(chǎn)權結(jié)構(gòu)， 二代控股與創(chuàng)始人控股兩種不同的制度安排是否會對超額商譽與創(chuàng)新投入之間的作用機制產(chǎn)生不同的影響？參照楊超和山立威（2018）的研究， 用Founder這一虛擬變量表示創(chuàng)始人家族控股。如果家族企業(yè)的創(chuàng)始人擔任實際控制人， Founder取1， 否則取0。本文利用實際控制人中二代數(shù)量度量二代家族控股Child， 并以實際控制人中二代子女數(shù)量中位數(shù)分組， 高于中位數(shù)的取1， 低于中位數(shù)的取0。

1. 二代家族控股分組。如表 4所示， 在高二代控股組， 列（1）中Gwexcess的系數(shù)符號不顯著， 以遮掩效應立論； 列（2）中Gwexcess系數(shù)與列（3）中商業(yè)信用融資系數(shù)均顯著， 說明間接效應顯著； 進一步地， 列（3）中Gwexcess系數(shù)不顯著， 說明在高二代控股組， 商業(yè)信用融資起完全中介效應。在低二代控股組， 列（5）中Gwexcess的系數(shù)與列（6）中商業(yè)信用融資的系數(shù)均顯著， 二者的乘積與列（6）中Gwexcess的系數(shù)符號相同， 說明存在部分中介效應。綜上， 相較于低二代控股組， 高二代控股組超額商譽的負面經(jīng)濟后果更強。

為進一步驗證基于二代家族控股分組回歸結(jié)果的可靠性， 本文運用鄒檢驗（chow-test）分別檢驗表4中列（1）和列（4）、 列（2）和列（5）、 列（3）和列（6）的回歸系數(shù)是否存在顯著差異， 列（1）和列（4）的F值為5.56， 列（2）和列（5）的F值為3.26， 列（3）和列（6）的F值為5.14， 均在1%的水平上顯著， 表明模型（1） ～ （3）在高二代控股組與低二代控股組的回歸結(jié)果存在顯著差異。

如表 5所示， 在高二代控股組， 列（1）中Gwexcess的系數(shù)符號不顯著， 以遮掩效應立論； 列（2）中Gwexcess系數(shù)與列（3）中商業(yè)信用融資系數(shù)均顯著， 說明間接效應顯著； 進一步地， 列（3）中Gwexcess系數(shù)不顯著， 說明在高二代控股組， 銀行信用融資起完全中介效應。在低二代控股組， 列（5）中Gwexcess的系數(shù)與列（6）中銀行信用融資的系數(shù)均顯著， 二者的乘積與列（6）中Gwexcess的系數(shù)符號相同， 說明存在部分中介效應。綜上， 相較于低二代控股組， 高二代控股組超額商譽的負面經(jīng)濟后果更顯著。

為進一步驗證基于二代進入實際控制人數(shù)量分組回歸的可靠性， 本文運用鄒檢驗（chow-test）分別檢驗表5中列（1）和列（4）、 列（2）和列（5）、 列（3）和列（6）是否存在顯著差異， 列（1）和列（4）的F值為4.78， 列（2）和列（5）的F值為4.03， 列（3）和列（6）的F值為4.82， 均在1%的水平上顯著， 表明模型（1） ～ （3）在高二代控股組與低二代控股組的回歸結(jié)果存在顯著差異。

2. 創(chuàng)始人家族控股分組。如表6所示， 在創(chuàng)始人擔任實際控制人組， 列（1）中Gwexcess的系數(shù)顯著為負， 說明超額商譽抑制企業(yè)創(chuàng)新投入； 列（2）中Gwexcess的系數(shù)顯著為負， 說明超額商譽抑制企業(yè)商業(yè)信用融資； 列（3）中Gwexcess的系數(shù)顯著為負， 說明間接效應存在。進一步地， 列（2）中Gwexcess系數(shù)與列（3）中商業(yè)信用融資系數(shù)乘積為負， 與列（3）中Gwexcess的系數(shù)符號相同， 說明存在部分中介效應。在創(chuàng)始人不擔任實際控制人組， 列（4）中Gwexcess的系數(shù)不顯著， 以遮掩效應立論； 列（5）中Gwexcess的系數(shù)與列（6）中商業(yè)信用融資的系數(shù)均顯著， 說明間接效應顯著。進一步地， 列（6）中Gwexcess的系數(shù)不顯著， 說明在創(chuàng)始人不擔任實際控制人組中， 存在完全中介效應。

為進一步驗證基于創(chuàng)始人是否擔任實際控制人分組回歸的可靠性， 本文運用鄒檢驗（chow-test）分別檢驗表6中列（1）和列（4）、 列（2）和列（5）、 列（3）和列（6）是否存在顯著差異， 列（1）和列（4）的F值為4.14? ， 列（2）和列（5）F值為2.88， 列（3）和列（6）F值為4.41， 均在1%水平上顯著， 表明模型（1） ～ （3）在創(chuàng)始人擔任實際控制人組以及創(chuàng)始人不擔任實際控制人組的回歸結(jié)果存在顯著差異。這說明當創(chuàng)始人擔任實際控制人時， 超額商譽抑制企業(yè)商業(yè)信用融資進而抑制企業(yè)創(chuàng)新投入的負面經(jīng)濟效果更弱。

如表7所示， 在創(chuàng)始人擔任實際控制人組， 列（1）中Gwexcess的系數(shù)顯著為負， 說明超額商譽抑制企業(yè)創(chuàng)新投入； 列（2）中Gwexcess的系數(shù)顯著為正， 說明超額商譽促進銀行信用融資； 列（3）中Gwexcess的系數(shù)顯著， 說明間接效應存在。進一步地， 列（2）中Gwexcess系數(shù)與列（3）中銀行信用融資的系數(shù)乘積為負， 與列（3）中Gwexcess的系數(shù)符號相同， 說明存在部分中介效應。在創(chuàng)始人不擔任實際控制人組， 列（4）中Gwexcess的系數(shù)不顯著， 以遮掩效應立論； 列（5）中Gwexcess的系數(shù)與列（6）中銀行信用融資的系數(shù)均顯著， 說明間接效應顯著； 進一步地， 列（6）中Gwexcess的系數(shù)不顯著， 說明在創(chuàng)始人不擔任實際控制人組中， 存在完全中介效應。

為進一步驗證基于創(chuàng)始人是否擔任實際控制人分組回歸的可靠性， 本文運用鄒檢驗（chow-test）分別檢驗表7中列（1）和列（4）、 列（2）和列（5）、 列（3）和列（6）是否存在顯著差異， 列（1）和列（4）的F值為4.28 ， 列（2）和列（5）的F值為5.26， 列（3）和列（6）的F值為4.50， 均在1%水平上顯著， 表明模型（1） ～ （3）在創(chuàng)始人擔任實際控制人組以及創(chuàng)始人不擔任實際控制人組的回歸結(jié)果存在顯著差異。這說明當創(chuàng)始人擔任實際控制人時， 超額商譽促進銀行信用融資抑制企業(yè)創(chuàng)新投入的負面經(jīng)濟效果更弱。

（五）進一步分析

1. 家族企業(yè)超額商譽前置動因探討。“管家理論”與“代理理論”是分析經(jīng)理人行為決策的兩大理論學派。兩大學派沖突點在于分析經(jīng)理人行為時的前提假設不同。“管家理論”相信“人性本善”， 而“代理理論”相信“人性本惡”。日本學者福山將文化分為低信任文化與高信任文化。低信任文化是指信任只存在于血緣關系中， 而高信任文化認為信任超越血緣關系。蘇啟林（2007）認為， 家族企業(yè)經(jīng)理人行為傾向受不同文化背景的影響， 在高信任文化背景下， 經(jīng)理人更容易產(chǎn)生“管家”行為傾向； 在低信任文化背景下， 經(jīng)理人更容易萌生“代理人”行為傾向。顯然， 低信任文化背景下的經(jīng)理人的“理性人”假設更適用于本研究分析框架。在“代理理論”分析框架下， “自由現(xiàn)金流代理成本”假說認為自由現(xiàn)金流會引發(fā)代理問題： 當企業(yè)擁有的現(xiàn)金流超過了所有凈現(xiàn)值為正的項目所需的現(xiàn)金流時， 經(jīng)理人為實現(xiàn)自身價值最大化， 傾向于將這部分現(xiàn)金流留在企業(yè)， 通過非效率投資擴大公司規(guī)模而非向股東分紅（王竹泉等，2017）。超額商譽本質(zhì)是對企業(yè)稀缺資源的浪費， 是企業(yè)非效率投資的產(chǎn)物。根據(jù)以上論述， 本文假設自由現(xiàn)金流會促進企業(yè)超額商譽的確認。為驗證這一假說， 本文以“息前稅后利潤+折舊與攤銷-營運資本增加額-資本支出”衡量企業(yè)自由現(xiàn)金流， 驗證其與當年、 后一年、 后兩年與后三年超額商譽之間的關系?；貧w結(jié)果顯示， 回歸系數(shù)均在1%的水平上為正， 驗證了自由現(xiàn)金流代理成本假說在家族企業(yè)的存在性以及家族企業(yè)經(jīng)理人的“代理人”角色。

2. 公司內(nèi)部治理水平差異分析。參考王竹泉等（2017）的研究， 使用盈利波動程度即息稅前攤銷前利潤率滾動取值的標準差的累積分布概率來衡量經(jīng)營風險（Risk）， 并以經(jīng)營風險中位數(shù)進行分組， 分別進行回歸?；貧w結(jié)果顯示， 高經(jīng)營風險組超額商譽對企業(yè)創(chuàng)新投入的回歸系數(shù)為-0.020， 低經(jīng)營風險組為的回歸系數(shù)-0.011， 費舍爾組合檢驗表明兩組回歸系數(shù)存在顯著差異。這說明經(jīng)營風險較低時， 并購后管理者利用研發(fā)支出會計政策選擇以及實際創(chuàng)新投入進行盈余管理的動機更強。

3. 公司外部制度環(huán)境差異分析。制度環(huán)境（Institution）是影響公司戰(zhàn)略決策的重要因素。本文以王小魯?shù)龋?017）測算的“市場化指數(shù)總得分”中位數(shù)進行分組， 如果當年企業(yè)所在省份的市場化指數(shù)總得分高于中位數(shù)， 取值為1， 否則取值為0?；貧w結(jié)果顯示， 高市場化組超額商譽對企業(yè)創(chuàng)新投入的回歸系數(shù)為-0.024， 低市場化組為-0.012， 費舍爾組合檢驗表明兩組回歸系數(shù)存在顯著差異。這說明市場化程度弱化了管理層利用研發(fā)支出會計政策選擇以及實際創(chuàng)新投入進行盈余管理的動機。

限于篇幅， 上述回歸結(jié)果未予列示， 留存?zhèn)渌鳌?/p>

五、 研究結(jié)論與對策

當前我國家族企業(yè)正處于代際傳承的關鍵時期， 父輩出于“父愛主義”以及“深謀遠慮”目的、 二代出于實現(xiàn)家族社會情感財富（建立權威）等非經(jīng)濟目標， 家族企業(yè)并購事件頻發(fā)， 眾多企業(yè)在并購期間形成巨額商譽。巨額商譽的前置動因是什么以及會帶來什么樣的后果都是值得深思的問題。代際傳承過程中所有權轉(zhuǎn)移問題為研究超額商譽的經(jīng)濟后果提供新視角， 即不同所有權性質(zhì)下超額商譽的確認有何異質(zhì)性后果？本文以2008 ～ 2021年我國A股上市家族企業(yè)為研究樣本， 從創(chuàng)新投入視角分析了超額商譽的經(jīng)濟后果， 并檢驗了作用路徑。研究結(jié)果表明： 家族企業(yè)上市公司并購超額商譽抑制其創(chuàng)新投入。基于信用融資視角發(fā)現(xiàn)， 超額商譽通過抑制商業(yè)信用融資進而抑制企業(yè)創(chuàng)新投入， 通過提高銀行信用融資進而抑制企業(yè)創(chuàng)新投入?；谒袡喈愘|(zhì)性視角發(fā)現(xiàn)， 非創(chuàng)始人家族控股以及低二代控股組超額商譽對創(chuàng)新投入的負向影響較弱。進一步探究超額商譽的前置動因發(fā)現(xiàn)， 自由現(xiàn)金流促進家族企業(yè)對超額商譽的確認。最后， 基于企業(yè)內(nèi)部治理水平與外部制度環(huán)境的異質(zhì)性分析發(fā)現(xiàn)， 在低經(jīng)營風險組以及低市場化組， 超額商譽對企業(yè)創(chuàng)新投入的抑制作用較強。

以上研究結(jié)果帶來的啟示如下： 其一， 超額商譽是自由現(xiàn)金流代理問題所引發(fā)的經(jīng)濟后果之一， 因此， 明確劃分產(chǎn)權， 明確各自責權利， 完善家族企業(yè)內(nèi)部治理結(jié)構(gòu)， 才能實現(xiàn)企業(yè)價值最大化而非管理層利益最大化。其二， 供應商作為企業(yè)最密切的合作伙伴， 可以感知到超額商譽的風險， 但銀行與企業(yè)之間存在著嚴重的信息不對稱問題， 無法感知到這部分風險。在當前的市場制度建設中， 應完善并購商譽的相關信息披露制度， 引導金融機構(gòu)合理配置資源， 以防范商譽減值所引發(fā)的系統(tǒng)性金融風險。其三， 銀行信用具有財務剛性， 并非家族企業(yè)創(chuàng)新投入的最優(yōu)融資來源； 商業(yè)信用與銀行信用之間存在替代效應， 可以成為家族企業(yè)創(chuàng)新的融資渠道之一。其四， 創(chuàng)始人家族控股時， 并購行為對創(chuàng)新的擠出效應較弱； 而二代家族控股程度越深， 并購行為對創(chuàng)新的擠出效應越強。

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