【作 者】
林 兢（教授），张菡夏
【作者单位】
福州大学经济与管理学院，福州350116
【摘 要】
【摘要】国外关于家族企业的多元化经营、盈余管理相关研究早已开始，但国内针对这一主题的研究还比较缺乏。本文以2009 ~ 2013年沪深两市A股主板与中小板上市公司为研究对象，实证检验发现：创始家族企业比非创始家族企业有更少的向上应计盈余管理、更少的向下应计盈余管理、更少的真实盈余管理；多元化经营情况下，创始家族企业比非创始家族企业有更多的向上应计盈余管理、更多的向下应计盈余管理、更多的真实盈余管理。
【关键词】创始家族企业；多元化经营；真实盈余管理；应计盈余管理
【中图分类号】F235 【文献标识码】A 【文章编号】1004-0994（2016）36-0003-10一、引言
家族企业在各国的国民经济和社会发展中发挥着难以替代的作用。关于家族企业学术研究的理论主要源自于金融经济学和战略管理领域，包括委托代理理论、管家理论等，这些理论虽然对家族企业经营和财务行为选择提出了很多重要的见解，但不能很好地解释家族企业追求非经济利益的动机对其多元化经营和盈余管理行为产生的影响。Berrone、Cruz和Gomez-Mejia等（2010）创新性地提出了社会情感财富理论，即家族凭借所有者、决策者和管理者的身份从家族企业中获得了非经济利益，为家族企业学术研究提供了全新的理论研究视角。
国外学者从社会情感财富理论角度实证研究发现，家族企业多元化经营战略倾向较弱，较少实施盈余操纵行为。那么基于社会情感财富理论，中国的创始家族企业相比非创始家族企业是否有更低的多元化经营程度呢？是否有更少的盈余管理行为呢？本文对此进行了理论分析和实证检验，以此丰富国内关于创始家族企业多元化经营和盈余管理的相关研究。
二、文献回顾
（一）家族企业多元化经营
关于家族企业多元化经营的相关研究可以分为两类：一类认为，多元化经营能够分散风险，保证家族收入和现金流稳定，或者为了能侵占小股东利益、转移上市公司资源进行多元化经营，亦或为享受规模经济、内部资源配置等好处而进行多元化经营（Shleifer，1986；Faccio，2001；Morck，2006；苏勇等，2012；Hsi-Mei Chung等，2012）。另一类认为，家族成员担任高管时，代理冲突较小，家族企业更关注社会情感财富损失，而且家族企业具有长期投资眼光，为了不弱化家族权威，往往不愿意进行多元化经营（Anderson，2003；Niclas Hagelin，2006；Villalonga，2006；Gomez-Mejia，2007；王力军等，2008；Gomez-Mejia，2010；Miller等2011；Lorenzo Caprio等，2011；Fernando等，2012 ；孟丁，2012；严儒恋，2013）。
（二）家族企业盈余管理行为选择
关于家族企业与盈余管理的研究目前有两种观点。一种观点认为，家族企业代理冲突较小，家族股东担任高管，削弱了高管进行盈余操纵获取私利的动机；同时，为了维持家族企业的长期发展及良好声誉，家族企业不愿意通过盈余操纵来获取短期利益，特别是直接上市的家族企业，其盈余管理水平较低（Jiraporn等，2009；Miller等，2009；Annelies等，2010；许静静等，2011；Federica Pazzaglia等，2013）。另一种观点认为，为了侵占家族外的中小股东利益，家庭企业倾向进行盈余管理，特别是在薄弱的外部监管环境以及形同虚设的内部治理机制的背景下更是如此（Fan等，2002 ；王俊秋等，2008；Mei-Ling Yang等，2010；Ching Wen Chi等，2014 ）。有时为了保持与债权人的良好关系，当面临违反债务契约的威胁时，家族企业有动机进行应计盈余管理以避免违反债务约定（Annalisa等，2011）。
从已有研究来看，关于家族企业控制与多元化经营及盈余管理方面的研究结论还不统一。现有关于家族企业控制与盈余管理的研究未对应计盈余管理方向进行区分，也忽略了对真实盈余管理影响的研究。国内少有文献从社会情感财富角度研究创始家族控制与多元化经营和盈余管理的关系。王良成（2014）研究发现，在我国薄弱的治理环境下，应计盈余管理和真实盈余管理之间存在联动关系。那么，创始家族控制和多元化经营对盈余管理的影响，是否会同时减少或增加应计及真实盈余管理呢？这些都有待进一步验证。三、研究假设、变量设计及模型构建
（一）研究假设
1. 创始家族控制与多元化经营。创始家族企业主要面临单一化经营带来的经营风险集中以及预算硬约束带来的融资约束多、融资成本高等问题，而多元化经营可以分散企业的经营风险，降低企业总体现金流的波动性，提高企业的融资能力（Faccio，2001）。创始家族企业为了分散经营风险和缓解融资压力有可能进行多元化投资。
但是，从委托代理角度来说，创始家族直接参与管理，现金流权和控制权分离度不高，侵占外部中小股东利益的动机较弱（张纯等，2010；孟丁等，2012），其会主动拒绝对股东财富造成负面影响的投资项目（Anderson等，2003）。如果多元化投资会增加企业未来收益的不确定性，创始家族也会拒绝类似的多元化投资（Niclas Hagelin等，2006）。从社会情感财富角度来说，多元化经营对资金需求较大，这时就会涉及外部战略投资者或风险投资者的加入，若采用股权融资就会招致其他股东的监管，若采用债权融资则会引来债权人的监督，这些都会削弱家族对企业的控制和影响（Gomez-Mejia，2010）。多元化经营需要雇用具备相应知识和经验的非家族管理人员，这会弱化家族权威和控制（Hitt，2006），同时会改变家族创始人的价值观、人生观等经营理念和方式；多元化经营使得组织结构和经营业务更加复杂，这可能会引起家族股东与管理者之间的信息不对称（Miller，2011），以上原因都促使创始家族不愿进行多元化经营。基于此，本文提出假设一：
H1：相比非创始家族企业，创始家族企业有更低的多元化经营程度。
2. 创始家族控制与盈余管理。在外部监管和内部治理较弱地区（如东南亚），家族企业的所有权往往集中于家族控股股东手里。这些家族控股股东通过金字塔持股、交叉持股和间接持股等方式实现了以较低的现金流权获取较高的控制权，使得家族企业中控股股东与中小股东之间的代理冲突会比非家族企业更严重（Prencipe，2008）。较高的两权分离度降低了家族股东侵占中小股东利益的成本，使其既有动机也有能力进行关联交易、现金分红、大规模举债等侵占行为；而为了对中小股东隐瞒侵占行为，家族股东倾向于操纵会计信息，进而降低盈余信息的价值相关性和稳健性（Fan，2002；Mei-Ling Yang，2010）。但是，创始家族企业建立金字塔股权结构的目的是缓解融资约束，而不是以较低的现金流权获取上市公司较高的控制权。在这种背景下，终极现金流权和控制权不会发生太大的偏离，实施上述侵占行为获取的收益与付出的成本也不会发生太大的偏离，加之创始家族实现代际传承的强烈愿景，使得创始家族有较弱或没有动机去实施上述侵占行为，因此也无需通过操纵盈余管理信息来掩饰获取的控制权私利（王正军等，2012）。
首先，从社会情感财富角度来说，创始家族企业两权合一使控股股东与经理人的利益趋于一致，抑制了由代理冲突和信息不对称导致的管理层有意操纵或隐瞒财务信息的行为，同时降低了管理层通过盈余管理行为使公司业绩达到薪酬任期契约规定的动机。因此，创始家族控制能够减少盈余管理行为。其次，创始家族的价值观、生活观和创业守业经历塑造了家族企业的经营理念，甚至会使用家族姓氏来命名企业或产品名称，使得创始家族与家族企业的身份紧密咬合（Miller，2006）。创始家族的形象和声誉与家庭企业的形象和声誉紧密相连，企业的盈余管理行为会被公众默认为家族在损害社会利益，会使整个家族和企业的形象和声誉双双受损，因此创始家族会拒绝机会主义盈余管理行为（Federica等，2013）。最后，创始家族倾向将企业视作家族财富、身份和地位的象征，是一项可传承给后代的长远投资（Berrone，2010），而不是一项对外出售的资产（Zellweger等，2012）。为了保证创始家族企业的长远发展和良好形象，其会提供高质量的会计信息以获得外部投资者和债权人的信任，从而使债务融资成本降低，因此其不会通过盈余管理行为来获得短期利益。
由于真实盈余管理是通过偏离正常经营情况的真实生产、销售、研发等活动来操纵盈余，会使企业经营管理决策偏离最优决策，因此，真实盈余管理对公司未来发展能力的损害往往更大（林永坚，2013）。创始家族为了实现企业长久可持续发展，有可能拒绝此种盈余管理。基于以上分析，本文提出假设二：
H2a：相比非创始家族企业，创始家族企业有更少的向上应计盈余管理。
H2b：相比非创始家族企业，创始家族企业有更少的向下应计盈余管理。
H2c：相比非创始家族企业，创始家族企业有更少的真实盈余管理。
3. 创始家族控制、多元化经营与盈余管理。当家族企业的经营业绩正常时，社会情感财富损益是家族所有者决策的首要参照点，如果某项决策方案会对社会情感财富造成损失，家族企业则会拒绝类似的决策方案（Gomez-Mejia等，2007、2010）。但是，当家族企业面临生存威胁时，保护社会情感财富的情感诉求会陷入“皮之不存毛将焉附”的境地（吴炳德等，2014），即当家族企业不能继续生存时，社会情感财富也就随之彻底消失了（Gomez-Mejia等，2007、2010；许永斌，2013）。当家族企业面临持续经营威胁时，家族企业的生存就会取代社会情感财富损益成为家族所有者决策的首要参照点。
在多元化战略决策方面，当家族企业业绩正常时，家族企业为了维护社会情感财富免受损失会拒绝多元化经营。但是，当家族企业业绩面临严重波动或下滑困境时，其生存成为家族所有者决策的首要参照点，家族企业会实施多元化经营来分散经营风险（Gomez-Mejia，2010）。当出现经营困境时，创始家族企业为了向外界传达其多元化战略实施取得了良好的进展，更有动机粉饰多元化业绩，向外部债权人或投资者等相关利益群体传递良好的多元化业绩信息，使其认可多元化战略的实施过程和效果，避免社会情感财富的损失。基于此，本文提出假设三：
H3a：创始家族企业下的多元化经营有更多的向上应计盈余管理。
H3b：创始家族企业下的多元化经营有更多的向下应计盈余管理。
H3c：创始家族企业下的多元化经营有更多的真实盈余管理。
（二）研究变量设计
1. 创始家族控制（FAM）。王化成等（2007）对创始家族企业的定义为：实际控制人为自然人或家族，通过直接上市并且控制权未曾发生变更的企业。本文将A股主板、中小板上市公司中去除创始家族企业以外的其他企业群体统称为“非创始家族企业”，包括间接上市家族企业和非家族企业，创始家族企业记为1，非创始家族企业记为0。
2. 多元化经营。国内外关于多元化经营的实证研究大多采用基于行业分类代码的分类法衡量多元化经营水平，包括以下几种：业务单元数、多元化虚拟变量、赫芬达尔指数（HI）和熵指数（EI）。而相比于前两种方法，HI和EI能够反映多元化经营各业务分布特征对多元化经营程度的影响。本文参照曾春华（2012）、龚光明（2014）等的做法，选用HI和EI作为多元化经营的衡量指标。这两个指标的计算公式如下：
赫芬达尔指数（HI）：
[HI=i=1np2i] 公式（1）
其中：Pi表示i部门的销售额占公司总销售额的比例；n表示公司的业务单元数。HI与公司的多元化经营程度是反向变动的，即HI的值越小，代表多元化经营程度越高。
熵指数（EI）：
[EI=i=1npi]Ln（1/pi） 公式（2）
其中：Pi表示i部门的销售额占公司总销售额的比重；n表示公司的业务单元数。EI与公司的多元化经营程度是同向变动的，即EI的值越大，多元化经营程度越高。
在计算HI和EI的过程中，本文依据国家统计局公布的国民经济行业分类代码表2011版对样本企业2008 ~ 2013年的主营业务构成按行业进行分类，利用同花顺、万德数据库及企业年报中关于主营业务分布的信息，对照行业分类代码表两位数行业代码对主营业务进行归类，并最终计算HI和EI。本文用这两个指数来共同测量多元化经营程度，避免了单一测量指数可能带来的数据偏差。
3. 交乘项。为了检验假设三是否会成立，本文设置了创始家族控制与多元化经营的交乘项，即FAM×HI和FAM×EI。为了避免交乘项可能存在的多重共线性问题，利用均值中心化对交乘项进行设置回归可降低变量间的多重共线性，且不会对回归结果产生显著影响。因此，参照卢太平等（2014）的做法，将交乘项的具体计算公式设置为：
交乘项（FAM×HI）=（创始家族控制-创始家族控制均值）×（HI-HI均值） 公式（3）
交乘项（FAM×EI）=（创始家族控制-创始家族控制均值）×（EI-EI均值） 公式（4）
4. 盈余管理。
（1）应计盈余管理。应计盈余管理水平计量广泛采用修正琼斯模型。在比较了一系列的修正琼斯模型后，本文认为效果最好的是以ROA进行业绩配比的修正琼斯模型（Kothari，2005）。参考李增福（2013）、周夏飞（2014）等的做法，使用如下的方法估计样本企业的应计盈余管理程度：首先分行业、分年度对公式（5）进行回归估计相关参数，然后将所得参数代入公式（6）计算出非操控性应计利润，最后按公式（7）计算得到可操控应计利润。同时，对应计盈余管理方向进行区分，构建向上应计盈余管理DA+（若可操控应计利润DA>0，则DA+=DA；反之，若DA<0，则DA+=0）和向下应计盈余管理DA-（若可操控应计利润DA<0，则DA-=DA，反之，若DA>0，则DA-=0）两个指标，检验创始家族控制和多元化经营对应计盈余管理的影响。
TACi，t=k0+k1[1Assetsi,t-1]+k2[△Revi,t-△Reci,tAssetsi,t-1]+
k3[PPEi,tAssetsi,t-1]+k4ROAi，t-1+εi，t 公式（5）
NDAi，t=k0+k1[1Assetsi,t-1]+k2[△Revi,t-△Reci,tAssetsi,t-1]+
k3[PPEi,tAssetsi,t-1]+k4ROAi，t-1 公式（6）
DAi，t=TACi，t-NDAi，t 公式（7）
其中：TACi，t=EBXIi，t-CFOi，t，TACi，t表示i公司第t年的总应计利润；EBXIi，t表示i公司第t年的净利润；CFOi，t表示i公司第t年的经营活动产生的现金净流量。Asseti，t-1表示i公司第t-1年的总资产；△Revi，t表示i公司第t年的营业收入的增加额；△Reci，t表示i公司第t年的应收账款的增加额；PPEi，t表示i公司第t年的固定资产净值；ROAi，t-1表示i公司第t-1年的总资产收益率；NDAi，t为i公司第t年的非操控性应计利润；DAi，t为i公司第t年的可操控应计利润。
（2）真实盈余管理。Roychowdhury（2006）指出，真实活动操控包括销售操控、生产操控、酌量性费用操控，三种操控水平可以分别用异常经营活动现金流净额、异常产品成本和异常酌量性费用来计量。借鉴Roychowdhury（2006）的模型，别按照公式（8）、公式（9）和公式（10）对样本分行业分年度进行回归得到预期经营现金流、预期生产成本和预期酌量性费用的估计值，然后根据观察样本的实际数值减去估计数值得到异常经营现金流（EMCFO）、异常生产成本（EMPROD）和异常酌量性费用（EMDEXP），分别代表不同的真实盈余管理程度。
[CFOi,tAssetsi,t-1]=k0+k1[1Assetsi,t-1]+k2[Salesi,tAssetsi,t-1]+
k3[△Salesi,tAssetsi,t-1]+εi，t 公式（8）
[PRODi,tAssetsi,t-1]=k0+k1[1Assetsi,t-1]+k2[Salesi,tAssetsi,t-1]+
k3[△Salesi,tAssetsi,t-1]+k4[△Salesi,t-1Assetsi,t-1]+εi，t 公式（9）
[DEXPi,tAssetsi,t-1]=k0+k1[1Assetsi,t-1]+k2[Salesi,t-1Assetsi,t-1]+εi，t
公式（10）
其中：CFOi，t是i公司第t年来自经营活动的现金流量净额；PRODi，t是i公司第t年的产品成本，由当年的销售产品成本和存货变动额组成；DEXPi，t是i公司第t年的酌量性费用，包括当年的销售费用和管理费用；Salei，t是i公司第t年的销售额；△Salei，t是i公司第t年销售额的变动额；△Salei，t-1是i公司第t-1年销售额的变动额；Assetsi，t-1是i公司第t-1年的总资产。
同时参考Cohen（2008）、李增福等（2013）等计算真实盈余管理的方法，为了人为地调增利润，企业会有意调高营业收入、调低营业成本与酌量性费用，异常生产成本为正表示企业通过生产操控降低单位产品成本的程度越大，异常经营现金流和异常酌量费用为负表示企业通过销售操控和费用操控提高收入和降低费用的程度越大。根据对变量符号的分析，借鉴李增福等（2013）和胥朝阳等（2014）的做法构建了一个真实盈余管理的综合计量指标EMPROXY［见公式（11）］，该综合计量指标值越高，意味着公司调增利润的真实盈余管理程度越高。
EMPROXY=-EMCFO+EMPROD-EMDEXP
公式（11）
5. 控制变量。参照已有研究，本文主要设置了以下基本控制变量：
（1）公司规模（SIZE）。与小规模公司相比，大规模公司一方面具有更完善的内部治理结构和更有效的内部控制制度，另一方面会受到更多的分析师关注和政府监管，这些都会抑制管理层的应计盈余操纵动机（Federica，2013）。但是大规模公司在真实盈余管理上极具便利性，且真实盈余操纵难以被外界察觉，因此大规模公司有更多的真实盈余管理（李增福，2013）。
（2）财务杠杆（LEV）。一方面，债务契约对企业施加了预算硬约束，能起到外部治理作用，能约束盈余管理行为；另一方面，为了降低债务融资成本或避免违反债务契约，企业有强烈的盈余操纵动机（吴祖光，2011）。当负债率较低时，债务的增加会减少盈余管理；当负债率较高时，债务的增加会增加盈余管理（薄澜等，2014）。国有企业负债率对应计盈余管理无显著影响，但与真实盈余管理正相关；非国有企业负债率与应计盈余管理及真实盈余管理都显著正相关（李增福，2011）。
（3）盈利能力（ROA）。为了达到首发上市或股权再融资的条件，首发上市或增发配股的上市公司有较强动机进行盈余操纵来虚增资产收益率（田高良等，2011）。为了达到债务融资条件或降低债务融资成本，上司公司会调增盈利指标以影响债权人对盈利信息的判断（薄澜等，2014）。当盈利指标低于薪酬契约或股权激励计划规定的水平时，管理层有动机采取调增利润的会计政策和方法，因此公司业绩越好，盈余管理水平越高（胥朝阳等，2014）。
（4）成长性（GROWTH）。成长性越高的企业，其营业现金流越匮乏，有较强的融资需求，盈余管理带来的融资效用越高，因此有更多的盈余管理行为（卢太平，2014）。但成长性逐渐走低的企业，也有强烈动机通过盈余操纵来隐瞒成长性下滑的现状，以避免投资者对企业未来经营发展丧失信心（Federica，2013）。此外，处于成长阶段的企业，经营业绩与投资回报率更好，容易获得投资者的关注与支持，因此有较弱的盈余管理动机（张娆，2014）。
（5）董事会规模（NDB）。扩大董事会规模有助于提升公司内部治理质量，抑制盈余管理活动（高广阔，2009）。董事会规模与向上可操控应计利润显著负相关，规模较大的董事会能够降低盈余管理程度（李延喜等，2007）。但也有学者发现，董事会活动强度、董事会规模与盈余管理不存在显著的相关关系（张逸杰等，2006）。
（6）第一大股东持股比例（SHARE1）。大股东持股比例越高，越可能侵占中小股东利益，因此股权集中度与盈余管理存在正相关关系（陈宋生，2013）。第一大股东持股比例与应计盈余管理存在显著正相关关系，与会计信息相关性存在显著负相关关系，与真实盈余管理存在显著的正U型关系，即持股比例较低或较高时容易导致真实盈余管理发生（姜英兵等，2011）。
（7）机构投资者持股比例（INSHARE）。机构投资者能够对大股东起监督作用，提高公司治理水平，进而抑制盈余管理行为（高雷等，2008）。机构投资者的财务专业性使其能从企业会计信息中识别出盈余管理成分，从而提高盈余管理成本，因此机构持股会降低盈余管理水平。真实盈余管理会使经营方案偏离最优决策，损害企业长期发展能力，机构投资者会对其进行持续有效监督，从而减少管理层操纵真实经营业务的行为（袁知柱等，2014）。
（8）管理层持股（MSHARE）。相比没有实施高管股权激励的公司，已实施高管股权激励的公司其平均现金流量水平显著较低，平均盈余管理程度显著较高，表明后者存在盈余操纵行为（陈胜蓝，2011）。高管股权激励一方面会诱使高管冒险实施机会主义盈余管理以操纵股价来获取股价上涨带来的经济利益，另一方面也会减少高管为了短期个人私利而牺牲长远利益的盈余管理行为（张娟，2014）。在真实盈余管理上，股权激励的利益趋同效应发挥主导作用，机会主义行为效应发挥次要作用，管理层持股与真实盈余管理存在显著负相关关系（袁知柱等，2014）。
（三）模型的构建
构建模型（1）和模型（2）来验证H1是否成立：
HIi，t=β0+β1FAMi，t+βjCONTj+INDi+YEARt+εi，t 模型（1）
EIi，t=β0+β1FAMi，t+βjCONTj+INDi+YEARt+εi，t 模型（2）
其中：HIi，t表示赫芬达尔指数；EIi，t表示熵指数；FAMi，t表示创始家族控制；CONTj是控制变量，包括4个基本控制变量和4个治理状况控制变量；INDi是行业固定效应；YEARt是年度固定效应。如果模型（1）中FAMi，t的回归系数显著为正，模型（2）中FAMi，t的回归系数显著为负，说明创始家族企业有更高的专业化经营程度，有更低的多元化经营程度，由此验证H1。
构建模型（3）和模型（4）来验证H2a、H2b和H2c是否成立：
EARi，t=β0+β1HIi，t+β2FAMi，t+βjCONTj+INDi+YEARt+εi，t 模型（3）
EARi，t=β0+β1EIi，t+β2FAMi，t+βjCONTj+INDi+
YEARt+εi，t 模型（4）
当EARi，t代表DA+i，t变量时，如果模型（3）和模型（4）中FAMi，t的回归系数显著为负，说明创始家族企业有更少的向上应计盈余管理，由此验证了H2a；当EARi，t代表DA-i，t变量时，如果上述两个模型中FAMi，t的回归系数显著为正，说明创始家族企业有更少的向下应计盈余管理，由此验证了H2b；当EARi，t代表EMPROXYi，t变量时，如果上述两个模型中FAMi，t的回归系数显著为负，说明创始家族企业有更少的真实盈余管理，由此验证了H2c。
构建模型（5）和模型（6）来验证H3a、H3b和H3c是否成立：
EARi，t=β0+β1HIi，t+β2FAMi，t+β3FAM×HIi，t+
βjCONTj+INDi+YEARt+εi，t 模型（5）
EARi，t=β0+β1EIi，t+β2FAMi，t+β3FAM×EIi，t+
βjCONTj+INDi+YEARt+εi，t 模型（6）
其中，FAM×HIi，t和FAM×EIi，t代表交乘项，其他变量含义如上。当EARi，t代表DA+i，t变量时，如果模型（5）中FAM×HIi，t的回归系数显著为负，模型（6）中FAM×EIi，t的回归系数显著为正，说明创始家族企业下的多元化经营有更多的向上应计盈余管理，从而验证了H3a。当EARi，t代表DA-i，t变量时，如果模型（5）中FAM×HIi，t的回归系数显著为正，模型（6）中FAM×EIi，t的回归系数显著为负，说明创始家族企业下的多元化经营有更多的向下应计盈余管理，从而验证了H3b。当EARi，t代表EMPROXYi，t变量时，如果模型（5）中FAM×HIi，t的回归系数显著为负，模型（6）中FAM×EIi，t的回归系数显著为正，说明创始家族企业下的多元化经营有更多的真实盈余管理，从而验证了H3c。四、数据收集与实证分析
（一）数据收集
研究数据来自同花顺、国泰安及万德数据库。对于创始家族企业的确定，先通过万德和同花顺数据库筛选确定实际控制人为自然人或家族的企业，再通过国泰安数据库筛选确定直接上市的家族企业，并结合手工查询巨潮资讯网上的企业招股说明书、年度财务报告等信息，综合确定创始家族企业样本，剩余样本即为非创始家族企业，由直接上市家族企业和非家族企业两个部分组成。
本文选取了2007 ~ 2013年沪深两市A股主板、中小板上市公司作为初始样本，并按以下原则对初始样本进行筛选：①剔除金融保险类上市公司；②剔除被证监会特别处理的公司，即ST、∗ST上市公司；③剔除同时发行B股、H股的公司，保留仅发行A股的公司；④剔除研究当年上市的公司；⑤剔除在估计盈余管理水平时年度行业样本数小于15家的样本，其中制造业按照二级行业代码、其他行业按照一级行业代码分类；⑥剔除财务数据与非财务数据缺失或明显异常的样本。由于计算应计及真实盈余管理要使用前两期数据，所以得到应计及真实盈余管理2009 ~ 2013年共5年的7311个样本数据，主要使用EXCEL 2007和STATA 12.0软件进行数据处理及分析。
（二）描述性统计
按照是否是创始家族企业以及多元化经营程度是否大于均值对全样本进行分组，比较创始与非创始家族企业和多元化与非多元化企业子样本的均值、中位数及存在的差异。中位数的秩和检验主要考察子样本变量值的总体分布位置是否相同，而均值的t检验主要考察子样本变量值的均值是否一致。
表2的全样本描述性统计结果和表3的创始与非创始子样本描述性统计对比结果显示，从HI来看，创始家族企业的专业化经营程度的均值为0.858，明显高于全样本的0.8004及非创始家族企业的0.777。从EI来看，创始家族企业的多元化经营程度的均值为0.251，明显低于全样本的0.3524及非创始家族企业的0.393。而且子样本的HI和EI的均值差异t检验显示，创始家族企业的专业化经营程度显著高于非创始家族企业，多元化经营程度显著低于非创始家族企业，均在1%的水平上显著。这些分析初步验证H1可能成立。
从DA+来看，创始家族企业的向上应计盈余管理的均值为0.033，略低于全样本的0.0341及非创始家族企业的0.035，表明创始家族企业可能有更少的向上应计盈余管理；从DA-来看，创始家族企业的向下应计盈余管理的均值为-0.028，而全样本的均值为-0.0350，非创始家族企业的均值为
-0.038，均值差异t检验在1%的水平上显著，表明创始家族企业有更少的向下应计盈余管理；从EMPROXY来看，创始家族企业的真实盈余管理的均值为-0.011，明显低于全样本的0.0005及非创始家族企业的0.005，均值差异t检验在5%的水平上显著，表明创始家族企业有更少的真实盈余管理。这些分析初步验证H2a、H2b与H2c可能成立。
表4的多元化与非多元化子样本描述性统计对比结果显示，从DA+来看，多元化企业的向上应计盈余管理的均值为0.035，略高于全样本的0.0341及非多元化企业的0.033，表明多元化经营程度越高，向上应计盈余管理可能越多；从DA-来看，多元化企业的向下应计盈余管理的均值为-0.033，而全样本的均值为-0.0350，非多元化企业的均值为-0.036，均值差异t检验在10%的水平上显著，表明多元化经营程度越高，向下应计盈余管理越少；从EMPROXY来看，多元化企业的真实盈余管理的均值为0.016，明显高于全样本的0.0005及非多元化企业的-0.010，均值差异t检验在1%的水平上显著，表明多元化经营程度越高，真实盈余管理越多。这些分析初步验证H3a与H3c可能成立，而H3b可能不成立。
此外，在多元化企业中，创始家族企业占比为20.7%，在非多元化企业中，创始家族企业占比却高达34.4%，这也间接验证了H1可能成立，也就是创始家族企业有更低的多元化经营程度。
表3和表4的主要控制变量的描述性统计结果显示，相对于非创始家族企业，创始家族企业有更高的总资产收益率，规模较小、负债水平较低。
（三）相关性分析
运用Pearson对创始家族控制、多元化经营与盈余管理的相关关系进行分析（见表5）：从创始家族控制与多元化经营的关系来看，FAM与HI的相关系数为0.156，FAM与EI的相关系数为-0.157，均在1%的水平上显著，说明创始家族企业有更高的专业化经营程度，有更低的多元化经营程度，由此验证了H1a。
从创始家族控制与盈余管理的关系来看， DA+与FAM的相关系数为-0.005，表明创始家族企业有更少的向上应计盈余管理，但不显著，方向上支持H2a；DA-与FAM的相关系数为0.078，在1%的水平上显著，表明创始家族企业有更少的向下应计盈余管理，从而支持H2b；EMPROXY与FAM的相关系数为-0.029，在5%的水平上显著，表明创始家族企业有更少的真实盈余管理，从而支持H2c。
从交乘项与盈余管理的关系来看， DA+与FAM×HI的相关系数为-0.011，与FAM×EI的相关系数为0.012，表明多元化经营的创始家族企业有更多的向上应计盈余管理，但不显著，方向上支持H3a；DA-与FAM×HI的相关系数为0.031，与FAM×EI的相关系数为-0.032，均在1%的水平上显著，表明多元化经营的创始家族企业下有更多的向下应计盈余管理，完全支持H3b；EMPROXY与FAM×HI的相关系数为-0.033，与FAM×EI的相关系数为0.035，均在1%的水平上显著，表明创始家族企业的多元化经营有更多的真实盈余管理，完全支持H3c。
其他控制变量与因变量之间的相关性也基本与预期一致：针对家族企业，规模扩大会减少应计盈余管理，但会增加真实盈余管理；负债水平提升既会增加向上应计盈余管理，也会增加真实盈余管理；盈利能力增强会增加向上应计盈余管理，但会减少真实盈余管理；机构持股增加会减少应计盈余管理，也会减少真实盈余管理；董事会规模越大，应计盈余管理越少等。各个控制变量之间的相关系数在-0.35到0.35之间，表明控制变量间不存在严重的多重共线性问题。
由于面板数据的相关性检验是将所有的数据不加处理地进行相关性分析，没有控制其他变量、行业和年度变量等会产生的影响，变量之间的相关关系还需要在后面的回归分析中进一步检验。
（四）回归分析
1. 创始家族控制与多元化经营。为了避免单一测量方法可能带来的计算偏差，选取HI和EI来共同衡量多元化经营程度。为了检验回归中各变量之间是否存在多重共线性问题，在回归分析时，先通过方差膨胀因子（VIF）对其进行多重共线性检验。经回归发现，VIF值在1.03 ~ 1.66之间，排除了变量之间的多重共线性问题。2. 创始家族控制与盈余管理。创始家族控制与盈余管理通过方差膨胀因子（VIF）对回归结果进行多重共线性检验，结果显示VIF值在1.03 ~ 1.69之间，明显低于临界值10，由此可以排除变量间的多重共线性问题。
表7显示创始家族企业比非创始家族企业有更少的向上应计盈余管理，相关系数分别在1%和5%的水平上显著，从而支持H2a；创始家族企业比非创始家族企业有更少的向下应计盈余管理，FAM的相关系数均在1%的水平上显著，从而支持H2b；创始家族企业比非创始家族企业有更少的真实盈余管理，FAM的相关系数均在5%的水平上显著，从而支持H2c。
3. 创始家族控制、多元化经营与盈余管理。为了判断创始家族企业下的多元化经营是否有更多的盈余管理，回归分析中加入创始家族控制与多元化经营的交乘项，并通过方差膨胀因子（VIF）对回归结果进行多重共线性检验，结果显示VIF值均在1.70以下，明显低于临界值10，排除了变量间多重共线性问题。表8前两列显示交乘项FAM×HI和FAM×EI的相关系数均在10%的水平上显著，表明创始家族企业下的多元化经营有更多的向上应计盈余管理，从而支持H3a；中间两列显示，交乘项FAM×HI和FAM×EI的相关系数符号方向与预期一致，表明创始家族企业下的多元化经营有更多的向下应计盈余管理，但考虑到其t值为0.96和-0.94，仅在方向上支持H3b；最后两列显示，交乘项FAM×HI和FAM×EI的相关系数均在1%的水平上显著，表明创始家族企业下的多元化经营有更多的真实盈余管理，从而支持H3c。
4. 控制变量与盈余管理。表8控制变量的多元回归结果显示：针对家族企业，规模大的企业向上及向下应计盈余管理都比较小，但真实盈余管理比较多；负债多的企业向上应计盈余管理和真实盈余管理都比较多，说明债务契约没有发挥积极的外部治理作用，反而诱发管理层进行盈余管理；业绩好的企业有更多的向上应计盈余管理；高成长性的家族企业有更多的向上应计盈余管理；董事会规模与向上应计盈余管理呈显著负相关关系；第一大股东持股比例与向上应计盈余管理和真实盈余管理呈显著正相关关系，说明股权集中度越高，越可能侵占社会股东利益；机构持股比例与向上应计盈余管理和真实盈余管理呈显著负相关关系，说明机构投资者能够对内部人起监督作用，抑制内部人盈余管理行为；管理层持股与真实盈余管理呈显著负相关关系，说明股权激励可以抑制管理层为了短期私利而进行真实盈余管理。上述结论与其他学者研究非家族企业的结论相同。
综上所述， 除H3b只有符号方向通过了检验外，其他6个假设完全通过检验。
（五）稳健性检验
为了确保研究结论的可靠性和稳健性，我们变换了多元化计量指标、可操控应计利润和真实盈余的计量方法，再对假设进行检验，上述假设全部通过稳健性检验。
五、研究结论
本文以2009 ~ 2013年沪深两市A股主板与中小板上市公司为研究样本，经过理论分析和实证检验得出以下结论：①创始家族企业比非创始家族企业有更低的多元化经营程度；②创始家族企业比非创始家族企业有更少的向上应计盈余管理、更少的向下应计盈余管理、更少的真实盈余管理；③在多元化经营情况下，创始家族企业比非创始家族企业有更多的向上应计盈余管理、更多的向下应计盈余管理、更多的真实盈余管理。
本文的研究结果揭示了创始家族企业是一种相对有效的组织形式。政府部门、监管部门、商业银行和投资者应关注创始家族控制对企业经营和财务行为选择产生的影响，促进创始家族企业的长期健康发展。主要参考文献：
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