家族企業超額商譽、信用關系與創新投入

李瑜 趙祎禧

【摘要】以2008 ～ 2021年我國A股上市家族企業為研究樣本， 檢驗家族企業超額商譽與創新投入之間的關系及其機制路徑、 不同所有權結構下超額商譽與創新投入之間機制路徑的異質性以及超額商譽的前置動因。實證結果表明： 超額商譽抑制企業創新投入； 超額商譽抑制商業信用融資， 促進銀行信貸融資； 銀行信用具有財務剛性， 并非家族企業創新投入的最優融資來源； 商業信用與銀行信用之間存在替代效應， 可以成為家族企業創新的融資來源渠道之一。基于所有權異質性視角發現， 非創始人家族控股以及低二代控股組超額商譽對創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現， 自由現金流促進家族企業超額商譽的確認。最后， 基于企業內部治理水平與外部制度環境的異質性分析發現， 在低經營風險組以及低市場化組， 超額商譽對企業創新投入的抑制作用較強。

【關鍵詞】家族企業；超額商譽；創新投入；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轉化為人民日益增長的美好生活需要和不平衡不充分發展之間的矛盾。緩解該社會主要矛盾歸根到底是要靠量質齊升的高質量發展， 這意味著民營經濟過去“以量為先”的粗放式發展方式必須向“量質并重”的發展模式轉型（任曉猛等，2022）。并購與創新是推動民營經濟“量質并重”發展的關鍵要素。家族企業作為民營企業的主體， 是實現創新驅動發展戰略目標必不可少的一環， 但家族企業普遍存在著創新投入不足的問題。同時， 在代際傳承高峰期， 并購是家族企業追求股東價值最大化經濟目標以及企業傳承、 家族控制、 家族聲譽等家族目標的重要公司戰略， 但并購也伴隨著高商譽的確認與后續商譽減值風險（劉白璐和呂長江，2018）。基于此， 有幾個問題值得探討： 首先， 家族企業高溢價并購后對其創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）對家族企業超額商譽的反應如何， 又是如何作用于其創新策略的？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股家族企業上市公司為研究對象， 實證檢驗了家族企業超額商譽如何作用于其創新投入。研究結果表明： 超額商譽抑制企業創新投入； 超額商譽主要通過減少商業信用融資規模、 增加銀行信用融資規模抑制企業創新投入。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健性檢驗后， 本文的研究結論依然穩健。進一步地， 本文將二代家族控股與創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創新投入的作用邊界與效果， 結果表明， 在非創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并購商譽與創新投入之間的關系從風險承擔水平機制路徑給出解釋， 而本文側重于探討并購商譽中不合理部分， 即超額商譽對家族企業創新投入的影響； 本文關注信用融資中介機制， 從商業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創新投入的影響機制提供了新的視角。②在代際傳承高峰期， 家族企業所有權問題一直是學術界探討的熱點。本文就家族企業所有權特性對超額商譽與企業創新投入之間的作用機制展開異質性分析， 為家族企業完善公司治理提供理論支撐。③我國家族企業行為中有眾多變異， 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， 未來研究可以從產權的超經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）超額商譽對創新投入的作用效果

學者們對于并購商譽對企業創新投入的作用效果仍存在爭議， 主要表現在以下兩個方面。

1. 企業并購商譽可能會抑制企業創新投入。這一逆向效果主要表現在三個方面： 首先， 管理層代理成本理論。高并購商譽往往伴隨著高業績承諾， 管理層為實現高業績承諾等短期經濟利益目標， 會產生向上的應計盈余管理與真實盈余管理動機， 進而影響企業研發支出會計選擇（研發支出資本化）以及抑制實際創新投入。其次， CEO認知與心理偏差理論。并購商譽否定了傳統并購理論下的理性人基本假設， 即如果決策者是理性的， 那么并購商譽等反常現象就不會存在。CEO的個體認知與心理偏差會對企業決策產生重要影響。在并購過程中， CEO的個體認知與心理偏差體現在偽稟賦效應（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CEO的“虛擬心理所有權”以及“損失厭惡”程度。創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， 企業融資約束程度進一步加深。融資約束已成為企業創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創新投入。這一正向效果主要體現在兩個方面： 首先， 研發活動的正外部性屬性。并購使得技術外溢內部化， 引發額外的研發支出（Kamienmi和Mullere，1992）。研發活動本質上屬于具有正外部性的經濟活動， 并購方并購前通過外部性就能受益的研發紅利， 并購后只能通過額外的研發支出受益。其次， 信號傳遞理論。李健等（2022）認為， 家族企業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， 從而為創新投入提供更為充足的現金流。

以往學者在論證并購商譽與企業創新投入關系時產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。商譽包括能發揮協同作用的合理商譽和侵蝕公司價值的超額商譽： 合理商譽能夠發揮并購協同效應， 為企業帶來價值增值； 而超額商譽則是企業并購活動無效率的結果， 無法發揮并購協同效應（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， 加劇了企業融資約束程度， 進而抑制了企業創新投入。基于以上理論分析， 本文提出假設1：

假設1： 超額商譽對我國家族企業的創新投入具有抑制作用。

（二）超額商譽對創新投入的作用機制

商業信用是指， 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， 商業信用融資已經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， 超額商譽占用企業經營資源、 損害企業未來經營業績， 向市場傳遞高風險信號， 商業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量， 削弱供應商與客戶對企業的信任， 進而抑制企業商業信用融資。根據Banerjee等（1993）的“長期互動假說”和“共同監督假說”以及信息不對稱理論， 銀行與企業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。

金融促進實體經濟發展， 推動技術進步與經濟轉型。但我國金融發展存在經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創新投入需求， 企業研發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融資結構仍以外源性債務融資為主。根據央行公布的《2021年社會融資規模存量統計數據報告》， 2021年末全國社會融資規模存量為314.13萬億元， 其中， 債務融資占主導， 股權融資次之。因此， 債務融資的創新效應成為研究焦點。在我國獨特的信用背景下， 傳統的財務理論分析框架下的債務同質性假說已然不適用， 債務異質性假說根據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業鏈伙伴所提供的商業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， 而商業信用屬于關系性債務契約。兩種債務契約對企業創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境下， 相較于交易性債務契約， 其對創新項目的風險容忍度越高， 創新治理作用越強。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新治理效應展開分析。

1. 基于資產專用性維度。無形資產具有一定的資產專用性， 表現為無形資產用途改變具有較高的調整成本（溫軍等，2011）。交易性債務契約損害資產專用性， 而關系性債務契約保護資產專用性。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移， 此時銀行有權將無形資產質押物進行拍賣， 從而損害無形資產專用性， 帶來較高的調整成本。而在供應鏈關系中， 由于應收票據貼現、 背書轉讓以及應收賬款保理業務市場較為成熟， 在債務人陷入財務困境時， 關系性債權人（供應商）有權將應收票據背書轉讓或向銀行尋求貼現、 將應收賬款辦理保理， 避免了無形資產因改變用途引致的高調整成本。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整成本， 為避免無形資產高調整成本所帶來的損失， 債務人在選擇研發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， 商業信用則不然。O'Bien（2003）認為， 銀行信貸不是企業創新投入的最優治理機制， 銀行信貸到期還本付息的財務剛性與創新投入的收益不確定性相沖突， 而應收票據、 應收賬款等為企業創新投入提供更強的債務柔性。

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

4. 基于創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創新投入重要融資來源的原因。銀行與企業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； 而供應商與企業之間信息透明度較高， 商業信用能夠二次配置銀行信貸資源， 進而推動企業創新項目開展（王彥超，2014）。

基于以上分析， 本文提出以下假設2：

假設2： 商業信用融資與銀行信用融資在超額商譽與企業創新投入之間發揮中介效應。

三、 研究設計

（一）樣本選擇與數據來源

本文以2008年為研究起點， 選取2008 ～ 2021年A股家族企業上市公司為樣本， 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剔除金融行業上市公司； ③剔除關鍵變量數據缺失的樣本。為防止極端值對研究結論的影響， 本文對所有連續變量均進行了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健標準誤。主要數據來源于CSMAR數據庫， 創始人家族控股數據采用手工搜集方式獲取， 使用STATA與EXCEL進行數據處理。

（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（是否現金支付Cash、 買方支出價值Buyer）、 行業商譽水平指標（行業年度其他公司商譽均值Gwind）、 公司特征指標（公司規模Size、總資產報酬率Roa、營業收入增長率Growth、管理層持股比例Maho、是否兩職合一Dual）、 行業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企業第t年的創新投入； 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創新投入的影響； Industryi表示行業固定效應， 用來控制不隨時間變化但影響企業創新投入的行業特征。模型（1）用于檢驗家族企業超額商譽對企業創新投入的影響， 若α1顯著為負， 則說明超額商譽可在一定程度上抑制企業創新投入。模型（2）用于檢驗超額商譽對商業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商業信用以及銀行信用融資規模， 反之則擴大商業信用以及銀行信用融資規模。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， 則表明商業信用與銀行信用融資在超額商譽與企業創新投入之間發揮中介效應。

四、 實證分析

（一）描述性統計

表 2報告了關鍵變量的描述性統計結果。由表 2可知， 樣本企業創新投入基本呈正態分布， 多數企業創新投入占資產比重維持在2.4%的水平。Gwexcess的中位數為-0.014， 均值為0.003， 整體數據呈右偏分布， 說明部分企業商譽規模過大， 所選取樣本企業規模相差不大； 大多數企業資產負債率維持在10% ～ 50%之間， 但依然存在高杠桿企業； 從固定資產占比來看， 樣本企業既包括輕資產公司也包含重資產公司。此外， 企業在股權結構、 管理費率和現金流比率方面均存在差異。

（二）回歸分析

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

本文進一步采用Bootstrap抽樣法對商業信用融資以及銀行信用融資的間接效應進行穩健性檢驗。結果顯示， 商業信用融資以及銀行信用融資間接效應系數均顯著不為0， 并且經過偏差校正調整的置信區間也未包括0， 說明商業信用融資與銀行信用融資的間接效應得到進一步支持。

（三）穩健性檢驗

1. Heckman兩階段回歸。并非所有上市公司都會披露創新投入數據， 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： 建立企業是否披露創新投入金額的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是否披露創新投入的變量。借鑒徐飛（2019）的研究， 選取企業規模、 企業年齡、 資產負債率、 總資產收益率、 營業收入增長率、 經營性現金流凈額、 固定資產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第二階段的回歸結果。回歸結果表明， 在控制是否披露創新投入所帶來的樣本自選擇偏差問題之后， 本文的研究結論依舊成立。

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。回歸結果顯示， 商業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生性來源。具體來說： 首先， 超額商譽會抑制企業創新投入， 但反過來， 當企業將資金應用于研發時， 其戰略導向很有可能是內涵式擴張而非外延式擴張。其次， 超額商譽會抑制商業信用融資， 反過來， 上下游的商業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。同年份內除該公司外的其他上市公司的超額商譽的均值與企業創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。回歸結果表明， 商業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果的穩健性， 參考張新民（2018）的研究， 用經行業均值、 中位數調整的超額商譽替換超額商譽， 回歸結果與主回歸結果無顯著差異， 說明本文結論較為穩健。

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創新投入之間的負向關系以及商業信用融資、 銀行信用融資在二者之間發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進行沖擊， 并重復1000次回歸， 最后將企業超額商譽回歸系數的核密度圖進行展示。安慰劑檢驗結果顯示， 超額商譽的回歸系數集中在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， 以商業信用融資以及銀行信用變量對隨機挑選的企業進行沖擊， 重復1000次回歸， 結果顯示， 仍沒有因隨機因素而導致的嚴重偏誤。

限于篇幅， 穩健性檢驗結果未予列示， 留存備索。

（四）異質性分析

我國私營資本企業產權主體自帶血緣性、 親緣性與地緣性， 使得私營資本產權帶有濃厚的宗法性色彩， 產權本身的宗法性與市場經濟的法權性相沖突（劉偉，2000）。并購與創新是企業適應市場法則的助推劑， 由此引發的問題是： 不同的私有產權結構與市場的適配度如何？細分產權結構， 二代控股與創始人控股兩種不同的制度安排是否會對超額商譽與創新投入之間的作用機制產生不同的影響？參照楊超和山立威（2018）的研究， 用Founder這一虛擬變量表示創始人家族控股。如果家族企業的創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量度量二代家族控股Child， 并以實際控制人中二代子女數量中位數分組， 高于中位數的取1， 低于中位數的取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的系數符號不顯著， 以遮掩效應立論； 列（2）中Gwexcess系數與列（3）中商業信用融資系數均顯著， 說明間接效應顯著； 進一步地， 列（3）中Gwexcess系數不顯著， 說明在高二代控股組， 商業信用融資起完全中介效應。在低二代控股組， 列（5）中Gwexcess的系數與列（6）中商業信用融資的系數均顯著， 二者的乘積與列（6）中Gwexcess的系數符號相同， 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濟后果更強。

為進一步驗證基于二代家族控股分組回歸結果的可靠性， 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的系數符號不顯著， 以遮掩效應立論； 列（2）中Gwexcess系數與列（3）中商業信用融資系數均顯著， 說明間接效應顯著； 進一步地， 列（3）中Gwexcess系數不顯著， 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的系數與列（6）中銀行信用融資的系數均顯著， 二者的乘積與列（6）中Gwexcess的系數符號相同， 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濟后果更顯著。

為進一步驗證基于二代進入實際控制人數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果存在顯著差異。

2. 創始人家族控股分組。如表6所示， 在創始人擔任實際控制人組， 列（1）中Gwexcess的系數顯著為負， 說明超額商譽抑制企業創新投入； 列（2）中Gwexcess的系數顯著為負， 說明超額商譽抑制企業商業信用融資； 列（3）中Gwexcess的系數顯著為負， 說明間接效應存在。進一步地， 列（2）中Gwexcess系數與列（3）中商業信用融資系數乘積為負， 與列（3）中Gwexcess的系數符號相同， 說明存在部分中介效應。在創始人不擔任實際控制人組， 列（4）中Gwexcess的系數不顯著， 以遮掩效應立論； 列（5）中Gwexcess的系數與列（6）中商業信用融資的系數均顯著， 說明間接效應顯著。進一步地， 列（6）中Gwexcess的系數不顯著， 說明在創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）在創始人擔任實際控制人組以及創始人不擔任實際控制人組的回歸結果存在顯著差異。這說明當創始人擔任實際控制人時， 超額商譽抑制企業商業信用融資進而抑制企業創新投入的負面經濟效果更弱。

如表7所示， 在創始人擔任實際控制人組， 列（1）中Gwexcess的系數顯著為負， 說明超額商譽抑制企業創新投入； 列（2）中Gwexcess的系數顯著為正， 說明超額商譽促進銀行信用融資； 列（3）中Gwexcess的系數顯著， 說明間接效應存在。進一步地， 列（2）中Gwexcess系數與列（3）中銀行信用融資的系數乘積為負， 與列（3）中Gwexcess的系數符號相同， 說明存在部分中介效應。在創始人不擔任實際控制人組， 列（4）中Gwexcess的系數不顯著， 以遮掩效應立論； 列（5）中Gwexcess的系數與列（6）中銀行信用融資的系數均顯著， 說明間接效應顯著； 進一步地， 列（6）中Gwexcess的系數不顯著， 說明在創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）在創始人擔任實際控制人組以及創始人不擔任實際控制人組的回歸結果存在顯著差異。這說明當創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創新投入的負面經濟效果更弱。

（五）進一步分析

1. 家族企業超額商譽前置動因探討。“管家理論”與“代理理論”是分析經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， 家族企業經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， 經理人更容易產生“管家”行為傾向； 在低信任文化背景下， 經理人更容易萌生“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， “自由現金流代理成本”假說認為自由現金流會引發代理問題： 當企業擁有的現金流超過了所有凈現值為正的項目所需的現金流時， 經理人為實現自身價值最大化， 傾向于將這部分現金流留在企業， 通過非效率投資擴大公司規模而非向股東分紅（王竹泉等，2017）。超額商譽本質是對企業稀缺資源的浪費， 是企業非效率投資的產物。根據以上論述， 本文假設自由現金流會促進企業超額商譽的確認。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”衡量企業自由現金流， 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。回歸結果顯示， 回歸系數均在1%的水平上為正， 驗證了自由現金流代理成本假說在家族企業的存在性以及家族企業經理人的“代理人”角色。

2. 公司內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營風險（Risk）， 并以經營風險中位數進行分組， 分別進行回歸。回歸結果顯示， 高經營風險組超額商譽對企業創新投入的回歸系數為-0.020， 低經營風險組為的回歸系數-0.011， 費舍爾組合檢驗表明兩組回歸系數存在顯著差異。這說明經營風險較低時， 并購后管理者利用研發支出會計政策選擇以及實際創新投入進行盈余管理的動機更強。

3. 公司外部制度環境差異分析。制度環境（Institution）是影響公司戰略決策的重要因素。本文以王小魯等（2017）測算的“市場化指數總得分”中位數進行分組， 如果當年企業所在省份的市場化指數總得分高于中位數， 取值為1， 否則取值為0。回歸結果顯示， 高市場化組超額商譽對企業創新投入的回歸系數為-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存在顯著差異。這說明市場化程度弱化了管理層利用研發支出會計政策選擇以及實際創新投入進行盈余管理的動機。

限于篇幅， 上述回歸結果未予列示， 留存備索。

五、 研究結論與對策

當前我國家族企業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、 二代出于實現家族社會情感財富（建立權威）等非經濟目標， 家族企業并購事件頻發， 眾多企業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移問題為研究超額商譽的經濟后果提供新視角， 即不同所有權性質下超額商譽的確認有何異質性后果？本文以2008 ～ 2021年我國A股上市家族企業為研究樣本， 從創新投入視角分析了超額商譽的經濟后果， 并檢驗了作用路徑。研究結果表明： 家族企業上市公司并購超額商譽抑制其創新投入。基于信用融資視角發現， 超額商譽通過抑制商業信用融資進而抑制企業創新投入， 通過提高銀行信用融資進而抑制企業創新投入。基于所有權異質性視角發現， 非創始人家族控股以及低二代控股組超額商譽對創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現， 自由現金流促進家族企業對超額商譽的確認。最后， 基于企業內部治理水平與外部制度環境的異質性分析發現， 在低經營風險組以及低市場化組， 超額商譽對企業創新投入的抑制作用較強。

以上研究結果帶來的啟示如下： 其一， 超額商譽是自由現金流代理問題所引發的經濟后果之一， 因此， 明確劃分產權， 明確各自責權利， 完善家族企業內部治理結構， 才能實現企業價值最大化而非管理層利益最大化。其二， 供應商作為企業最密切的合作伙伴， 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， 引導金融機構合理配置資源， 以防范商譽減值所引發的系統性金融風險。其三， 銀行信用具有財務剛性， 并非家族企業創新投入的最優融資來源； 商業信用與銀行信用之間存在替代效應， 可以成為家族企業創新的融資渠道之一。其四， 創始人家族控股時， 并購行為對創新的擠出效應較弱； 而二代家族控股程度越深， 并購行為對創新的擠出效應越強。

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