王春林，劉淑蓮

(東北財(cái)經(jīng)大學(xué) 會(huì)計(jì)學(xué)院， 遼寧 大連 116025)

一、引 言

現(xiàn)有研究表明，雖然并購(gòu)行為并不一定能為并購(gòu)方股東創(chuàng)造價(jià)值[1]，甚至可能會(huì)造成重大損失[2]，但其卻一直受到資本市場(chǎng)的推崇與青睞。由于高管是并購(gòu)行為的決策者，并且在并購(gòu)實(shí)施過(guò)程中發(fā)揮主導(dǎo)作用[3]，因而，現(xiàn)有研究考察了高管動(dòng)機(jī)和行為對(duì)公司并購(gòu)行為的影響，發(fā)現(xiàn)高管進(jìn)行并購(gòu)行為的一個(gè)重要?jiǎng)訖C(jī)是獲取私有收益[4-5]，并且隨著高管權(quán)力的增大，資本市場(chǎng)給予企業(yè)并購(gòu)的負(fù)面反應(yīng)愈發(fā)強(qiáng)烈[6-7]，這意味著高管權(quán)力可能會(huì)給并購(gòu)績(jī)效帶來(lái)負(fù)面影響。那么，如何有效抑制高管權(quán)力可能是提升并購(gòu)績(jī)效的關(guān)鍵問(wèn)題?，F(xiàn)有研究發(fā)現(xiàn)，構(gòu)建完善的內(nèi)部控制體系、加快市場(chǎng)化進(jìn)程等能夠有效制衡高管權(quán)力，進(jìn)而削弱高管權(quán)力對(duì)并購(gòu)績(jī)效的負(fù)面影響[8-9]。實(shí)際上，信息披露是公司治理的重要組成部分，同時(shí)也是連接公司和投資者之間的信息橋梁，其主要功能就是緩解公司與投資者之間的信息不對(duì)稱(chēng)[10-11]。因此，信息披露可能通過(guò)緩解公司與投資者之間的信息不對(duì)稱(chēng)來(lái)抑制高管憑借其權(quán)力從并購(gòu)中謀取私利的行為。

本文考察并購(gòu)方高管權(quán)力、信息披露質(zhì)量與并購(gòu)績(jī)效之間關(guān)系，試圖回答以下問(wèn)題：并購(gòu)方高管權(quán)力對(duì)并購(gòu)績(jī)效有何影響？信息披露質(zhì)量是否會(huì)影響高管權(quán)力與并購(gòu)績(jī)效之間的關(guān)系？在我國(guó)特殊制度背景下，信息披露質(zhì)量對(duì)高管權(quán)力與并購(gòu)績(jī)效的影響在國(guó)有企業(yè)和非國(guó)有企業(yè)之間是否存在差異？

本文的主要貢獻(xiàn)為：(1)現(xiàn)有研究[7-8-9-12]發(fā)現(xiàn)高管權(quán)力對(duì)并購(gòu)績(jī)效有顯著的負(fù)向影響。而本文研究發(fā)現(xiàn)，高管權(quán)力對(duì)短期并購(gòu)績(jī)效沒(méi)有顯著影響，而對(duì)長(zhǎng)期并購(gòu)績(jī)效有顯著負(fù)向影響，這一發(fā)現(xiàn)豐富了已有關(guān)于并購(gòu)績(jī)效的研究。(2)現(xiàn)有研究主要從過(guò)度自信[7]、內(nèi)部控制[8]、市場(chǎng)化進(jìn)程[9]、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)[12]等角度研究高管權(quán)力對(duì)并購(gòu)績(jī)效的影響。而本文從信息披露質(zhì)量角度考察其對(duì)高管權(quán)力與并購(gòu)績(jī)效之間關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)，這豐富了關(guān)于抑制高管權(quán)力的現(xiàn)有文獻(xiàn)。(3)本文發(fā)現(xiàn)信息披露質(zhì)量對(duì)高管權(quán)力不利影響的抑制效應(yīng)在國(guó)有企業(yè)中更為顯著，這也為進(jìn)一步深化國(guó)有企業(yè)改革提供了有益的實(shí)踐啟示。

二、理論分析與研究假設(shè)

所有權(quán)與控制權(quán)分離是現(xiàn)代公司的典型特征。Jensen[13]認(rèn)為，在信息不對(duì)稱(chēng)情況下，由于管理者與股東利益不一致產(chǎn)生了代理沖突。作為公司控制權(quán)的實(shí)際掌控者，管理者可能會(huì)將額外的現(xiàn)金流投到一些凈現(xiàn)值為負(fù)的項(xiàng)目，通過(guò)擴(kuò)大公司規(guī)模以提高個(gè)人聲譽(yù)。在這種情況下，如果處在信息劣勢(shì)方的股東不能有效地監(jiān)督管理者的投資決策，那么，只要管理者謀取私利的投資機(jī)會(huì)出現(xiàn)，他們就會(huì)以犧牲股東利益為代價(jià)進(jìn)行過(guò)度投資行為。公司并購(gòu)作為一項(xiàng)能夠迅速擴(kuò)大公司規(guī)模的戰(zhàn)略，深受管理者的推崇[14]?，F(xiàn)有研究表明，管理者權(quán)力越大，其對(duì)公司經(jīng)營(yíng)決策的影響越大[15]。這一方面會(huì)加劇管理者與股東之間的信息不對(duì)稱(chēng)程度，另一方面會(huì)增強(qiáng)管理者在實(shí)施并購(gòu)過(guò)程中謀取私人利益的動(dòng)機(jī)與能力，進(jìn)而對(duì)并購(gòu)價(jià)值創(chuàng)造造成不利影響[4-5]。

如果公司高管在運(yùn)營(yíng)過(guò)程中擁有較大權(quán)力，那么公司治理機(jī)制可能不會(huì)發(fā)揮有效作用，進(jìn)而確保高管做出正確投資決策可能性降低。Mueller[16]研究發(fā)現(xiàn)，高管薪酬隨著公司規(guī)模增大而增加，這會(huì)導(dǎo)致公司高管有強(qiáng)烈動(dòng)機(jī)通過(guò)并購(gòu)戰(zhàn)略擴(kuò)大公司規(guī)模，而對(duì)并購(gòu)戰(zhàn)略實(shí)際效果則缺乏審慎考慮。Grinstein和Hribar[6]研究指出，公司高管擁有的權(quán)力越大，為了獲得超額報(bào)酬進(jìn)行并購(gòu)的動(dòng)機(jī)越強(qiáng)烈，但資本市場(chǎng)通常會(huì)對(duì)高管主導(dǎo)的并購(gòu)行為給出消極評(píng)價(jià)。盧銳[17]研究表明，薪酬激勵(lì)可能會(huì)增大高管權(quán)力，削弱公司治理作用，進(jìn)而加劇信息不對(duì)稱(chēng)程度。高管權(quán)力增大意味著高管有強(qiáng)烈的動(dòng)機(jī)和較大話(huà)語(yǔ)權(quán)促使企業(yè)進(jìn)行并購(gòu)行為，但這種并購(gòu)行為通常由高管追逐私利所致，因此可能會(huì)以損害公司整體價(jià)值為代價(jià)[12]。此外，行為金融理論也為解釋企業(yè)并購(gòu)行為提供了有力支撐。Roll[18]提出的“自負(fù)假說(shuō)”突破了傳統(tǒng)“理性經(jīng)濟(jì)人”假設(shè)，從非理性的視角對(duì)高管過(guò)度投資行為進(jìn)行分析，認(rèn)為作為代理人的高管有著高估自身管理能力的可能性，他們?cè)诓①?gòu)過(guò)程中通常會(huì)過(guò)度樂(lè)觀地評(píng)價(jià)并購(gòu)行為的收益和協(xié)同效應(yīng)，從而導(dǎo)致并購(gòu)價(jià)格偏高和并購(gòu)績(jī)效較差。基于此，筆者提出如下假設(shè)：

假設(shè)1：并購(gòu)方高管權(quán)力對(duì)并購(gòu)績(jī)效產(chǎn)生負(fù)向影響。

孟德斯鳩在《論法的精神》一書(shū)中指出：“一切有權(quán)力的人都容易濫用權(quán)力，要防止權(quán)力的濫用，就必須對(duì)其加以約束?！币虼?，如何有效抑制高管權(quán)力進(jìn)而提升公司并購(gòu)績(jī)效，這一問(wèn)題得到越來(lái)越多學(xué)者的關(guān)注。趙息和張西栓[8]利用中國(guó)上市公司數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，良好的內(nèi)部控制能夠制衡高管權(quán)力，進(jìn)而有助于并購(gòu)價(jià)值創(chuàng)造。陳旭東等[9]基于中國(guó)非金融類(lèi)上市公司并購(gòu)事件研究發(fā)現(xiàn)，市場(chǎng)化進(jìn)程能夠起到抑制高管權(quán)力對(duì)并購(gòu)績(jī)效負(fù)面影響的作用。筆者認(rèn)為，信息披露作為公司治理機(jī)制的重要組成部分，其主要作用是降低公司內(nèi)部與投資者之間的信息不對(duì)稱(chēng)程度[11]，這可以抑制高管權(quán)力對(duì)并購(gòu)績(jī)效不利影響。在中國(guó)情景下的具體影響機(jī)理為：一是中國(guó)正處于經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型的關(guān)鍵期，證券市場(chǎng)雖然取得了長(zhǎng)足發(fā)展，但上市公司信息披露不規(guī)范、信息不透明等問(wèn)題依然困擾著證券市場(chǎng)的有效運(yùn)行[19]。由于缺乏有效的公司治理機(jī)制與相對(duì)完善的證券市場(chǎng)制度，上市公司傾向于將信息披露理解為公司必須履行的義務(wù)。由于上市公司缺乏信息披露的內(nèi)在動(dòng)力，使得信息披露質(zhì)量在公司之間存在較大差異。對(duì)于信息披露質(zhì)量較高的公司，由于其股東或其他利益相關(guān)者能夠獲取投資決策所需的較為真實(shí)、準(zhǔn)確、完整、及時(shí)的信息，因此，公司業(yè)績(jī)能夠較為準(zhǔn)確地反映公司實(shí)際經(jīng)營(yíng)狀況，股票價(jià)格也能更為準(zhǔn)確地反映管理者憑借權(quán)力而產(chǎn)生的機(jī)會(huì)主義行為，諸如破產(chǎn)、接管、解聘等懲戒機(jī)制能夠促使管理者盡量去追求股東價(jià)值最大化[9]。二是美國(guó)大法官路易斯布蘭迪(Louis Brandeis)這樣描述信息披露的重要性：“矯正社會(huì)及產(chǎn)業(yè)中的弊病依賴(lài)透明的信息，因?yàn)殛?yáng)光是最佳的防腐劑，燈光是最有效的警察”。林毅夫等[20]研究指出，信息可以減少信息不對(duì)稱(chēng)和責(zé)任不對(duì)等導(dǎo)致的管理者機(jī)會(huì)主義行為，信息越全面、真實(shí)，越有助于促進(jìn)股東與管理者的激勵(lì)相容，降低代理成本。魏明海等[21]研究發(fā)現(xiàn)，財(cái)務(wù)會(huì)計(jì)信息在保護(hù)投資者方面具有至關(guān)重要的作用，它有助于緩解信息不對(duì)稱(chēng)導(dǎo)致的信息問(wèn)題和代理問(wèn)題?？傊?，信息披露質(zhì)量有助于緩解管理者與股東之間的信息差異，進(jìn)而制約管理者利用權(quán)力之便在并購(gòu)過(guò)程中謀取私利的機(jī)會(huì)主義行為。基于此，筆者提出如下假設(shè)：

假設(shè)2：與信息披露質(zhì)量較低的企業(yè)相比，信息披露質(zhì)量較高的企業(yè)高管權(quán)力對(duì)并購(gòu)績(jī)效的負(fù)向影響較弱。

由于在中國(guó)特殊制度背景下，企業(yè)性質(zhì)存在顯著差異，因此，筆者進(jìn)一步分析企業(yè)性質(zhì)的影響。筆者認(rèn)為，與非國(guó)有企業(yè)相比，國(guó)有企業(yè)高管更容易利用權(quán)力之便削弱信息披露質(zhì)量，進(jìn)而獲取更多的“私有收益”[21]，這也使得信息披露的作用在國(guó)有企業(yè)中更為顯著。在國(guó)有企業(yè)中，政府部門(mén)作為監(jiān)督高管的主要力量，由于監(jiān)督動(dòng)力薄弱以及控制鏈條較長(zhǎng)而導(dǎo)致監(jiān)督能力受到限制。此外，中國(guó)資本市場(chǎng)中相關(guān)政策法規(guī)的制定和執(zhí)行尚不完善，這使得國(guó)有企業(yè)高管承擔(dān)的法律風(fēng)險(xiǎn)和責(zé)任更少，因此，國(guó)有企業(yè)高管有更多機(jī)會(huì)憑借權(quán)力謀取私利。總之，由于國(guó)有企業(yè)與非國(guó)有企業(yè)的高管擁有謀取私利能力存有差異，高管在國(guó)有企業(yè)中憑借其權(quán)力謀取私利更為容易，使得信息披露在國(guó)有企業(yè)中發(fā)揮的作用更為明顯?；诖?，筆者提出如下假設(shè)：

假設(shè)3：與非國(guó)有企業(yè)相比，國(guó)有企業(yè)信息披露質(zhì)量抑制高管權(quán)力對(duì)并購(gòu)績(jī)效的負(fù)面影響更強(qiáng)。

三、研究設(shè)計(jì)

(一)樣本選取及數(shù)據(jù)來(lái)源

筆者選取Wind數(shù)據(jù)庫(kù)中首次公告日在2012—2016年深市A股并購(gòu)重組事件為初始樣本。由于本文測(cè)量的并購(gòu)績(jī)效要求并購(gòu)方應(yīng)為上市公司，同時(shí)遵照李善民和周小春[22]與曹廷求等[23]相關(guān)研究做法，對(duì)初始樣本進(jìn)行如下篩選：標(biāo)的出讓方與獲得方所屬?lài)?guó)家均為“中國(guó)”；交易項(xiàng)目進(jìn)度為“完成”；剔除交易金額不明確和小于1 000萬(wàn)元的樣本；標(biāo)的獲得方為深市A股上市公司；剔除行業(yè)代碼為I(金融業(yè))和M(綜合類(lèi))的樣本公司；剔除并購(gòu)事件發(fā)生當(dāng)年屬于ST和*ST類(lèi)的樣本公司；剔除退市的樣本公司；若同一公司在同一年份發(fā)生多次并購(gòu)，選擇交易額最大的一次作為研究樣本；將同一公司在不同年份的多次并購(gòu)視為多個(gè)樣本事件；剔除并購(gòu)首次公告日之前一年內(nèi)發(fā)生高管變更事件樣本。信息披露質(zhì)量數(shù)據(jù)來(lái)自深圳證券交易所網(wǎng)站。高管權(quán)力數(shù)據(jù)來(lái)自CSMAR數(shù)據(jù)庫(kù)。其他變量根據(jù)并購(gòu)交易事件前一年末數(shù)據(jù)進(jìn)行測(cè)量，這些數(shù)據(jù)來(lái)自于Wind和CSMAR數(shù)據(jù)庫(kù)。為了控制異常值的影響，本文將連續(xù)變量在1%和99%分位數(shù)進(jìn)行Winsorize處理。

(二)變量測(cè)量與說(shuō)明

1.并購(gòu)績(jī)效。并購(gòu)績(jī)效測(cè)量主要有：事件研究法和會(huì)計(jì)研究法。由于中國(guó)上市公司經(jīng)常進(jìn)行財(cái)務(wù)報(bào)表式重組，因此，報(bào)表上的財(cái)務(wù)績(jī)效無(wú)法真實(shí)反映并購(gòu)對(duì)資產(chǎn)質(zhì)量的影響，這意味著利用會(huì)計(jì)研究法衡量并購(gòu)績(jī)效可能與真實(shí)情況相反，事件研究法則能避免該問(wèn)題。這是因?yàn)楣蓛r(jià)具有前瞻性，一旦市場(chǎng)意識(shí)到某一并購(gòu)重組僅是財(cái)務(wù)報(bào)表式的，股價(jià)做出反應(yīng)的可能性降低[1]。有鑒于此，本文采用學(xué)術(shù)界常用的事件研究法，根據(jù)事件研究法計(jì)算累計(jì)超額收益率(CAR)和長(zhǎng)期持有超額收益(BHAR)。CAR測(cè)量為并購(gòu)首次公告日當(dāng)天及前后3天的公司股票價(jià)格的累計(jì)超額收益率。具體計(jì)算方法為：首先，運(yùn)用市場(chǎng)模型法[24-25]，即ri,t=αi+βirm,t+ε。其中，ri,t代表t時(shí)期考慮現(xiàn)金紅利再投資的股票i的日收益率；rm,t代表t時(shí)期考慮現(xiàn)金紅利再投資的分市場(chǎng)m的日收益率。以此計(jì)算出并購(gòu)首次公告日前后3個(gè)交易日的預(yù)期收益，該模型的估計(jì)區(qū)間參照陳仕華等[25]與王化成等[26]的普遍做法，選取并購(gòu)首次宣告日前150個(gè)交易日至宣告日前30個(gè)交易日。然后，利用并購(gòu)首次宣告日前后3個(gè)交易日的實(shí)際收益減去相應(yīng)的預(yù)期收益計(jì)算異常收益(AR)。最后，將并購(gòu)宣告日前后3個(gè)交易日的異常收益加總得到7天累計(jì)超額收益(CAR)，即CAR=∑ARi,t(-3≤t≤3)。BHAR代表購(gòu)買(mǎi)公司股票并一直持有到考察期結(jié)束，公司股票收益率超過(guò)市場(chǎng)組合或?qū)?yīng)組合收益率的大小。筆者借鑒Gregory[27]、李善民和朱滔[28]以及陳仕華等[25]的研究，計(jì)算并購(gòu)公司i從并購(gòu)首次宣告當(dāng)月開(kāi)始至并購(gòu)后36個(gè)月的BHAR，公式如下：

(1)

其中，Ri,t代表并購(gòu)公司i在t月的股票收益率；Rp,t代表對(duì)應(yīng)組合的等權(quán)月收益率；T=0—36；t=0代表并購(gòu)首次宣告當(dāng)月，t=1代表并購(gòu)后一個(gè)月，以此類(lèi)推。對(duì)于對(duì)應(yīng)組合的月平均收益率的計(jì)算，參照陳仕華等[25]與李善民和朱滔[28]控制公司規(guī)模效應(yīng)和權(quán)益賬面/市值比(每股權(quán)益/年末收盤(pán)價(jià))效應(yīng)的交叉分組方法：首先，根據(jù)公司在t年(并購(gòu)事件發(fā)生當(dāng)年)6月份的流通市值規(guī)模，從小到大排序，等分成5組；其次，根據(jù)公司在t-1年(并購(gòu)事件發(fā)生前一年)12月份的權(quán)益賬面/市值比，將上述5組從小到大排序后再次等分成5組，共被等分為25組；最后，分別計(jì)算所考察期間的每一年各組上市公司的等權(quán)月收益率，即公司對(duì)應(yīng)組合的月收益率Rp,t。

2.高管權(quán)力(Power)。筆者借鑒劉星等[29]的做法，將高管限定為總經(jīng)理、CEO和總裁等實(shí)際控制著企業(yè)經(jīng)營(yíng)決策的“核心高管”。借鑒張洽和袁天榮[5]、Finkelstein[30]以及劉星等[29]的做法，通過(guò)以下指標(biāo)構(gòu)建高管權(quán)力指數(shù)：(1)兩職兼任情況，使用四分法定序指標(biāo)擴(kuò)充總經(jīng)理是否兼任董事長(zhǎng)指標(biāo)的傳統(tǒng)做法，將總經(jīng)理不在董事會(huì)任職時(shí)賦值為1，兼任董事賦值為2，兼任副董事長(zhǎng)賦值為3，兼任董事長(zhǎng)賦值為4；(2)任職職位數(shù)，總經(jīng)理所任職位的數(shù)量；(3)內(nèi)部董事比例，公司董事會(huì)中內(nèi)部董事所占比例；(4)股權(quán)分散度，公司第二到第十大股東持股比例之和與第一大股東持股比例的比值。筆者將4個(gè)權(quán)力指標(biāo)加總之后的均值構(gòu)建高管權(quán)力指數(shù)，數(shù)值越大，表明高管權(quán)力越大。

3.信息披露質(zhì)量(IDQ)。遵照張宗新等[19]的做法，本文采用深圳證券交易所對(duì)在其上市公司的信息披露考核評(píng)級(jí)作為信息披露質(zhì)量的衡量方法。深圳證券交易所根據(jù)上市公司全年的信息披露行為，從及時(shí)性、準(zhǔn)確性、完整性、合法性等四個(gè)方面進(jìn)行綜合考核，最終形成考評(píng)結(jié)果的四個(gè)等級(jí)：“優(yōu)秀”“良好”“及格”“不及格”。筆者將四個(gè)等級(jí)依次賦值為4(優(yōu)秀)，3(良好)，2(及格)，1(不及格)，數(shù)值越大，說(shuō)明信息披露質(zhì)量越好。

4.控制變量。本文選擇如下控制變量：公司規(guī)模(Size)，公司總資產(chǎn)的自然對(duì)數(shù)；公司績(jī)效(Roa)，公司總資產(chǎn)收益率；資產(chǎn)負(fù)債率(Lev)，公司總負(fù)債與總資產(chǎn)的比值；成長(zhǎng)性(M/B)，公司賬面價(jià)值比；企業(yè)性質(zhì)(Type)，公司終極控制人為國(guó)有企業(yè)取1，否則取0；上市公司年齡(Age)，公司上市年齡的自然對(duì)數(shù)；董事會(huì)規(guī)模(Board)，公司董事會(huì)人數(shù)的自然對(duì)數(shù)；獨(dú)立董事比例(Indent)，公司獨(dú)立董事人數(shù)與董事會(huì)總?cè)藬?shù)比值；股權(quán)集中度(Center)，公司第一大股東持股比例與第二到第十大股東持股比例和的比值；兩職兼任(Dual)，公司董事長(zhǎng)與總經(jīng)理是否分離，是取1，否則取0；機(jī)構(gòu)投資者持股(Intist)，公司機(jī)構(gòu)投資者持股比例；媒體關(guān)注(Media)，公司媒體關(guān)注條數(shù)的自然對(duì)數(shù)；市場(chǎng)化程度(Market)，根據(jù)樊綱和王小魯[31]編制市場(chǎng)化指數(shù)測(cè)算，大于樣本年度平均值取1，否則取0。此外，本文還控制年份效應(yīng)(Year)和行業(yè)效應(yīng)(Industry)。年份虛擬變量是以2012年為基準(zhǔn)年，共設(shè)置4個(gè)年度虛擬變量(Year_i,i=13，14，15，16)；行業(yè)劃分是根據(jù)中國(guó)證監(jiān)會(huì)(2001版)《上市公司行業(yè)分類(lèi)指引》制定的標(biāo)準(zhǔn)(制造業(yè)按照二級(jí)代碼分類(lèi)，其他按一級(jí)代碼分類(lèi))，剔除金融業(yè)(I)和綜合類(lèi)(M)外，共有20個(gè)行業(yè)子類(lèi)。

四、回歸結(jié)果與分析

(一)回歸分析

表1給出高管權(quán)力、信息披露質(zhì)量與并購(gòu)績(jī)效之間關(guān)系的回歸結(jié)果。表1中的模型1—模型4給出高管權(quán)力、信息披露質(zhì)量與短期并購(gòu)績(jī)效之間關(guān)系的回歸結(jié)果。模型1為僅包括控制變量的回歸結(jié)果。模型2將高管權(quán)力變量引入模型1?；貧w結(jié)果顯示，高管權(quán)力對(duì)短期并購(gòu)績(jī)效沒(méi)有顯著影響。模型3將信息披露質(zhì)量變量引入模型2?；貧w結(jié)果顯示，信息披露質(zhì)量對(duì)短期并購(gòu)績(jī)效沒(méi)有顯著影響。模型4將高管權(quán)力與信息披露質(zhì)量交互項(xiàng)變量引入模型3。回歸結(jié)果顯示，信息披露質(zhì)量對(duì)高管權(quán)力與短期并購(gòu)績(jī)效之間關(guān)系沒(méi)有調(diào)節(jié)作用。模型5—模型8給出高管權(quán)力、信息披露質(zhì)量與長(zhǎng)期并購(gòu)績(jī)效之間關(guān)系的回歸結(jié)果。模型5為僅包括控制變量的回歸結(jié)果。模型6將高管權(quán)力變量引入模型5?；貧w結(jié)果顯示，高管權(quán)力變量的回歸系數(shù)為-0.844，t值為-3.350，在1%水平上顯著，說(shuō)明高管權(quán)力越大，長(zhǎng)期并購(gòu)績(jī)效越差，這與假設(shè)1的預(yù)測(cè)相一致。模型7將信息披露質(zhì)量變量引入模型6。回歸結(jié)果表明，高管權(quán)力變量回歸系數(shù)為-0.852，t值為-3.390，仍在1%水平上顯著，與模型6回歸結(jié)果沒(méi)有實(shí)質(zhì)差異；信息披露質(zhì)量變量的回歸系數(shù)為0.116，t值為1.710，在10%水平上顯著，說(shuō)明信息披露質(zhì)量越高，長(zhǎng)期并購(gòu)績(jī)效越好。模型8將高管權(quán)力與信息披露質(zhì)量交互項(xiàng)變量引入模型7?；貧w結(jié)果顯示，交互項(xiàng)變量的回歸系數(shù)為0.452，t值為1.840，在10%水平上顯著，說(shuō)明信息披露質(zhì)量對(duì)高管權(quán)力與長(zhǎng)期并購(gòu)績(jī)效之間負(fù)相關(guān)關(guān)系有正向調(diào)節(jié)作用。[注]由于單獨(dú)放入IDQ變量時(shí)，IDQ變量的回歸系數(shù)是正的，但當(dāng)引入Power×IDQ時(shí)，Power變量的回歸系數(shù)仍然顯著為負(fù)，IDQ變量的回歸系數(shù)則由正變?yōu)樨?fù)。出現(xiàn)這一結(jié)果可能是由于IDQ變量與Power×IDQ存在一定程度的多重共線(xiàn)性問(wèn)題所致。由于在本文中，Power變量是主影響，IDQ是調(diào)節(jié)效應(yīng)，在引入Power×IDQ時(shí)，Power變量的主影響沒(méi)有符號(hào)變化，仍然保持顯著的負(fù)影響，而Power×IDQ的符號(hào)顯著為正，可以說(shuō)明IDQ調(diào)節(jié)了Power對(duì)并購(gòu)績(jī)效的影響。這意味著，隨著信息披露質(zhì)量的提升，高管權(quán)力對(duì)長(zhǎng)期并購(gòu)績(jī)效的負(fù)向影響能夠有一定程度的緩解。這與假設(shè)2的預(yù)測(cè)相一致。

表1 高管權(quán)力、信息披露質(zhì)量與并購(gòu)績(jī)效

注：括號(hào)中數(shù)值為t值；*、**和***分別代表10%、5%和1%的顯著性水平；控制年份和行業(yè)；下同。

表2是基于不同股權(quán)性質(zhì)企業(yè)的高管權(quán)力、信息披露質(zhì)量與并購(gòu)績(jī)效之間關(guān)系進(jìn)一步分組檢驗(yàn)的結(jié)果。根據(jù)并購(gòu)方的最終控制人是否為政府或國(guó)資委，將樣本分為國(guó)有企業(yè)組和非國(guó)有企業(yè)組。其中，模型9和模型10分別給出國(guó)有企業(yè)和非國(guó)有企業(yè)樣本組的信息披露質(zhì)量調(diào)節(jié)并購(gòu)方高管權(quán)力與短期并購(gòu)績(jī)效之間關(guān)系的回歸結(jié)果。回歸結(jié)果顯示，模型9中信息披露質(zhì)量與高管權(quán)力交互項(xiàng)的回歸系數(shù)為0.014，t值為0.450，不顯著；模型10中信息披露質(zhì)量與高管權(quán)力交互項(xiàng)的回歸系數(shù)均為0.003，t值為0.110，也不顯著。說(shuō)明無(wú)論是在國(guó)有企業(yè)還是非國(guó)有企業(yè)，信息披露質(zhì)量均無(wú)法起到抑制高管權(quán)力對(duì)短期并購(gòu)績(jī)效負(fù)面影響的作用。模型11和模型12分別給出國(guó)有企業(yè)和非國(guó)有企業(yè)樣本組的信息披露質(zhì)量調(diào)節(jié)并購(gòu)方高管權(quán)力與長(zhǎng)期并購(gòu)績(jī)效之間關(guān)系的回歸結(jié)果?；貧w結(jié)果顯示，在模型11的國(guó)有企業(yè)樣本組，信息披露質(zhì)量與高管權(quán)力交互項(xiàng)的回歸系數(shù)為0.663，t值為1.740，在10%水平上顯著；而在模型12的非國(guó)有企業(yè)樣本組，交互項(xiàng)變量的回歸系數(shù)為0.107，t值為0.300，不顯著。說(shuō)明在國(guó)有企業(yè)中，提升信息披露質(zhì)量能夠更加明顯地抑制高管利用權(quán)力之便在并購(gòu)過(guò)程中獲取私利的機(jī)會(huì)主義行為。這與假設(shè)3的預(yù)測(cè)相一致。

表2 基于企業(yè)性質(zhì)分組的回歸結(jié)果[注]表2中控制變量的回歸結(jié)果略，留存?zhèn)渌?，下同?/p>

(二)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了檢驗(yàn)前文實(shí)證結(jié)果的穩(wěn)健性，本文進(jìn)行如下測(cè)試：一是使用主成分分析法構(gòu)建高管權(quán)力指數(shù)作為另一個(gè)衡量高管權(quán)力的變量(Power_1)，然后將此變量放入相關(guān)模型，測(cè)試結(jié)果表明，前文實(shí)證結(jié)果沒(méi)有發(fā)生實(shí)質(zhì)性改變。二是將全部樣本根據(jù)信息披露質(zhì)量分為高低類(lèi)，即將“優(yōu)秀”和“良好”歸為一類(lèi)，賦值為1，將“合格”和“不合格”歸為一類(lèi)，賦值為0，然后將上述的虛擬變量分類(lèi)作為信息披露的替代性指標(biāo)進(jìn)行回歸檢驗(yàn)。測(cè)試結(jié)果表明，前文實(shí)證結(jié)果仍然得到支持。

五、進(jìn)一步分析

(一)資產(chǎn)負(fù)債率分組的回歸結(jié)果

由于金融機(jī)構(gòu)在監(jiān)督企業(yè)信息披露中發(fā)揮著重要作用，因此，本文進(jìn)一步檢驗(yàn)在資產(chǎn)負(fù)債率水平不同的情況下，信息披露對(duì)高管權(quán)力與并購(gòu)績(jī)效之間的調(diào)節(jié)效應(yīng)是否會(huì)存在顯著差異。檢驗(yàn)結(jié)果如表3所示。其中，模型1與模型2為基于不同資產(chǎn)負(fù)債率水平企業(yè)的高管權(quán)力、信息披露質(zhì)量與短期并購(gòu)績(jī)效之間關(guān)系的分組回歸結(jié)果，模型3與模型4為基于不同資產(chǎn)負(fù)債率水平的高管權(quán)力、信息披露質(zhì)量與長(zhǎng)期并購(gòu)績(jī)效之間關(guān)系分組回歸結(jié)果。模型1與模型2的回歸結(jié)果表明，在高負(fù)債企業(yè)組(模型1)，信息披露質(zhì)量與高管權(quán)力交互項(xiàng)的回歸系數(shù)為-0.022，t值為-0.750，在10%的水平上顯著；而在低負(fù)債企業(yè)組(模型2)，信息披露質(zhì)量與高管權(quán)力交互項(xiàng)的回歸系數(shù)為0.052，t值為1.750，不顯著，說(shuō)明在低負(fù)債企業(yè)中，信息披露質(zhì)量能夠起到抑制高管權(quán)力對(duì)短期并購(gòu)績(jī)效負(fù)面影響的作用。模型3與模型4的回歸結(jié)果表明，在高負(fù)債企業(yè)組(模型3)，信息披露質(zhì)量與高管權(quán)力交互項(xiàng)的回歸系數(shù)為0.416，t值為1.240，不顯著；而在低負(fù)債企業(yè)組(模型4)，交互項(xiàng)變量系數(shù)為1.062，t值為2.570，達(dá)到5%的顯著性水平，這意味著在低負(fù)債企業(yè)中，提升信息披露質(zhì)量能夠更加明顯地抑制高管利用權(quán)力之便在并購(gòu)過(guò)程中獲取私利的機(jī)會(huì)主義行為，進(jìn)而獲得更好的長(zhǎng)期并購(gòu)績(jī)效。

表3 基于資產(chǎn)負(fù)債率分組的回歸結(jié)果

(二)市場(chǎng)化程度分組的回歸結(jié)果

由于市場(chǎng)化程度不同，信息披露質(zhì)量對(duì)高管權(quán)力與并購(gòu)績(jī)效之間關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)也會(huì)存在差異。為此，本文還進(jìn)一步檢驗(yàn)了處于不同市場(chǎng)化程度的企業(yè)高管權(quán)力、信息披露質(zhì)量與并購(gòu)績(jī)效之間關(guān)系。根據(jù)企業(yè)所在地區(qū)的市場(chǎng)化程度中位數(shù)，本文將樣本分為高市場(chǎng)化組和低市場(chǎng)化組。檢驗(yàn)結(jié)果如表4所示。模型5和模型6的回歸結(jié)果表明，無(wú)論是在高市場(chǎng)化程度組還是低市場(chǎng)化程度組，信息披露質(zhì)量均沒(méi)有起到顯著的調(diào)節(jié)效應(yīng)。模型7和模型8的回歸結(jié)果表明，在高市場(chǎng)化程度組(模型7)，信息披露質(zhì)量與高管權(quán)力交互項(xiàng)變量的回歸系數(shù)為0.159，t值為0.440，不顯著；而在低市場(chǎng)化程度組(模型8)，信息披露質(zhì)量與高管權(quán)力交互項(xiàng)變量系數(shù)為0.734，t值為1.950，達(dá)到10%的顯著性水平，這意味著在低市場(chǎng)化程度地區(qū)的企業(yè)，提升信息披露質(zhì)量能夠更加明顯地抑制高管利用權(quán)力之便在并購(gòu)過(guò)程中獲取私利的機(jī)會(huì)主義行為，進(jìn)而獲得更好的長(zhǎng)期并購(gòu)績(jī)效。

表4 基于市場(chǎng)化程度分組的回歸結(jié)果

六、結(jié)論與啟示

本文研究并購(gòu)方高管權(quán)力、信息披露質(zhì)量與并購(gòu)績(jī)效之間關(guān)系，得到如下結(jié)論：(1)并購(gòu)方高管權(quán)力對(duì)短期并購(gòu)績(jī)效沒(méi)有顯著影響，對(duì)長(zhǎng)期并購(gòu)績(jī)效有顯著負(fù)向影響。(2)并購(gòu)方信息披露質(zhì)量越高，高管權(quán)力對(duì)并購(gòu)績(jī)效的負(fù)面影響越小。(3)相對(duì)于非國(guó)有企業(yè)，國(guó)有企業(yè)信息披露質(zhì)量抑制高管權(quán)力對(duì)并購(gòu)績(jī)效的負(fù)面影響作用更強(qiáng)。(4)對(duì)于處在市場(chǎng)化程度較低地區(qū)的企業(yè)，以及資產(chǎn)負(fù)債率水平較低的企業(yè)而言，信息披露質(zhì)量在抑制高管權(quán)力對(duì)并購(gòu)績(jī)效的負(fù)面影響方面作用更強(qiáng)。

本文的研究為上市公司提升并購(gòu)績(jī)效提供有益的實(shí)踐啟示：一是由于高管權(quán)力對(duì)短期并購(gòu)績(jī)效沒(méi)有顯著影響，對(duì)長(zhǎng)期并購(gòu)績(jī)效有顯著負(fù)面影響，因此，股東們不應(yīng)該僅利用短期績(jī)效結(jié)果作為評(píng)判高管機(jī)會(huì)主義行為的依據(jù)，而是要依靠長(zhǎng)期績(jī)效結(jié)果。二是公司在進(jìn)行諸如并購(gòu)等重要決策時(shí)，高管會(huì)利用權(quán)力之便謀取私利，因此，股東們應(yīng)該督促公司提升信息披露質(zhì)量，進(jìn)而制衡過(guò)度膨脹的高管權(quán)力對(duì)并購(gòu)決策的負(fù)面影響。三是相比于非國(guó)有企業(yè)而言，在國(guó)有企業(yè)中提升信息披露質(zhì)量起到制衡高管權(quán)力的作用更為明顯，因此，在新一輪深化國(guó)有企業(yè)改革過(guò)程中，應(yīng)該保障公司信息的及時(shí)性、完整性、準(zhǔn)確性和合法性，進(jìn)一步提升國(guó)有企業(yè)信息披露質(zhì)量。四是對(duì)于缺乏諸如來(lái)自金融機(jī)構(gòu)有效的監(jiān)督機(jī)制情況下，以及處在市場(chǎng)化程度較低地區(qū)的企業(yè)而言，更應(yīng)該積極發(fā)揮信息披露的正面作用。