■劉 東,王競達(dá)
并購重組定價(jià)是并購重組成敗的關(guān)鍵,而資產(chǎn)評(píng)估值是并購重組資產(chǎn)定價(jià)的重要參考。關(guān)于并購評(píng)估質(zhì)量尚未形成共識(shí),主要包括評(píng)估過程的準(zhǔn)確性和評(píng)估結(jié)果的準(zhǔn)確性兩種觀點(diǎn)。一種觀點(diǎn)認(rèn)為,并購評(píng)估質(zhì)量的提高主要通過對(duì)評(píng)估過程的控制來實(shí)現(xiàn),評(píng)估結(jié)果準(zhǔn)確性只是過程控制的最終體現(xiàn)。另一種觀點(diǎn)則認(rèn)為,評(píng)估過程優(yōu)劣難以控制,并購評(píng)估質(zhì)量主要體現(xiàn)在評(píng)估結(jié)果準(zhǔn)確性。本文更傾向第二種觀點(diǎn),主要探討資產(chǎn)評(píng)估結(jié)果的準(zhǔn)確性。
近年來,已有相關(guān)學(xué)者圍繞并購評(píng)估質(zhì)量或資產(chǎn)評(píng)估增值率展開了一系列研究。有研究發(fā)現(xiàn),并購業(yè)績承諾對(duì)標(biāo)的資產(chǎn)溢價(jià)有顯著正向影響(王競達(dá)等,2017),資產(chǎn)評(píng)估機(jī)構(gòu)聲譽(yù)能夠降低這種影響(劉建勇等,2020)。也有學(xué)者以評(píng)估機(jī)構(gòu)聲譽(yù)作為解釋變量,驗(yàn)證了其對(duì)并購交易定價(jià)的影響(馬海濤等,2017)。趙毅等(2020)通過實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)委托方為女性CFO時(shí)資產(chǎn)評(píng)估增值率顯著低于男性CFO的情況。宋夏云等(2019)將被評(píng)估資產(chǎn)預(yù)期收益與未來三年實(shí)際收益差額作為并購評(píng)估質(zhì)量的代理變量,以并購重組關(guān)聯(lián)交易作為研究樣本,發(fā)現(xiàn)上市公司微利、連續(xù)虧損和配股再融資等行為均會(huì)降低并購評(píng)估質(zhì)量。有關(guān)CEO權(quán)力的研究成果較多,已有文獻(xiàn)探討了CEO權(quán)力的概念,CEO通過其權(quán)力作出對(duì)企業(yè)有益或有害的行為(權(quán)小鋒和吳世農(nóng),2010),CEO權(quán)力會(huì)增加企業(yè)盈余管理程度,降低會(huì)計(jì)信息質(zhì)量等方面(謝盛紋和葉王春子,2014)。
綜合以上文獻(xiàn)可知,當(dāng)前對(duì)并購評(píng)估質(zhì)量概念及衡量標(biāo)準(zhǔn)的研究尚不統(tǒng)一,以資產(chǎn)評(píng)估增值率、評(píng)估值與交易定價(jià)差異或評(píng)估資產(chǎn)預(yù)期收益與實(shí)際收益的差異作為代理變量各有優(yōu)劣。并且對(duì)于上市公司微利這一可能導(dǎo)致盈余管理行為的狀態(tài)對(duì)資產(chǎn)評(píng)估質(zhì)量的影響較少有文獻(xiàn)涉及。此外,CEO權(quán)力對(duì)會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的影響已經(jīng)得到相關(guān)文獻(xiàn)的驗(yàn)證,但對(duì)于CEO權(quán)力與微利上市公司并購重組資產(chǎn)評(píng)估行為的相關(guān)性罕有人研究。為此,本文以資產(chǎn)評(píng)估值與行業(yè)均值差異度作為并購評(píng)估質(zhì)量的代理變量,利用國內(nèi)上市公司并購重組最新數(shù)據(jù),考察上市公司微利、CEO權(quán)力與并購評(píng)估質(zhì)量之間的相關(guān)性具有重要實(shí)際意義。
假設(shè)1:上市公司微利與并購評(píng)估質(zhì)量負(fù)相關(guān)。
CEO權(quán)力是指CEO利用自身地位或所有權(quán)處理各種不確定性事項(xiàng),進(jìn)而影響企業(yè)戰(zhàn)略性決策的能力。CEO可能會(huì)利用其控制權(quán)通過關(guān)聯(lián)交易、財(cái)產(chǎn)侵占等方式獲取私利、損害投資者權(quán)益(陳信元等,2009);此外,CEO權(quán)力會(huì)增加公司業(yè)績波動(dòng)的可能性,CEO的強(qiáng)權(quán)一方面會(huì)提升企業(yè)的業(yè)績,另一方面會(huì)增加極端決策的可能性(權(quán)小鋒和吳世農(nóng)等,2010)。謝盛紋和葉王春子(2014)發(fā)現(xiàn),CEO可能會(huì)通過盈余管理的方式掩蓋由于權(quán)力過高造成的決策失誤,且CEO權(quán)力越集中,企業(yè)盈余管理的程度越高。綜合以上分析,本文認(rèn)為,CEO權(quán)力的增加在并購重組事件中會(huì)發(fā)揮作用,尤其是在微利上市公司并購重組資產(chǎn)評(píng)估過程中,通過盈余管理調(diào)節(jié)利潤,損害股東利益,降低并購評(píng)估質(zhì)量的情況更容易出現(xiàn)。由此提出研究假設(shè)2:
假設(shè)2:CEO權(quán)力增加會(huì)加劇上市公司微利與并購評(píng)估質(zhì)量的負(fù)相關(guān)關(guān)系。
我國的資本市場上存在著國有和非國有兩類企業(yè)。國有企業(yè)除了要關(guān)注自身的經(jīng)濟(jì)效益,還經(jīng)常要承擔(dān)政府宏觀調(diào)控經(jīng)濟(jì)的任務(wù)。國有企業(yè)的CEO一般是政府任命,具有一定的行政級(jí)別和政治地位,出于政治晉升和風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避的目的,更有可能放棄影響政治前途的企業(yè)盈余管理活動(dòng)(陳曉輝等,2020)。此外,與非國有企業(yè)相比,國有企業(yè)管理層受到政府部門的監(jiān)督和約束更為嚴(yán)格,在管理者出現(xiàn)違規(guī)行為時(shí)受到的處罰更為嚴(yán)重。因此,有理由相信國有企業(yè)的會(huì)計(jì)穩(wěn)健性更高(朱松和夏冬林,2009)。根據(jù)以上分析,本文認(rèn)為,非國有企業(yè)CEO由于受到業(yè)績壓力影響,在出現(xiàn)微利時(shí),更有可能通過盈余管理手段操縱利潤。據(jù)此提出研究假設(shè)3:
假設(shè)3:與國有企業(yè)相比,CEO權(quán)力對(duì)非國有上市公司微利與并購評(píng)估質(zhì)量負(fù)相關(guān)關(guān)系的加劇作用更為顯著。
中介機(jī)構(gòu)聲譽(yù)在并購重組中的作用已經(jīng)在眾多文獻(xiàn)中有所體現(xiàn),馬海濤等(2017)將資產(chǎn)評(píng)估機(jī)構(gòu)聲譽(yù)機(jī)制引入并購評(píng)估定價(jià)中,經(jīng)過實(shí)證檢驗(yàn)得出評(píng)估機(jī)構(gòu)聲譽(yù)機(jī)制能夠降低資產(chǎn)評(píng)估值與交易定價(jià)差異的結(jié)論。翟進(jìn)步(2018)發(fā)現(xiàn),資產(chǎn)評(píng)估機(jī)構(gòu)的聲譽(yù)約束機(jī)制能夠抑制并購標(biāo)的資產(chǎn)的高估值,減少企業(yè)間的利益輸送。高聲譽(yù)的資產(chǎn)評(píng)估公司擁有高素質(zhì)的人才和更高的專業(yè)性,因此更有可能作出高質(zhì)量的評(píng)估判斷。此外,高聲譽(yù)的資產(chǎn)評(píng)估公司更加注重執(zhí)業(yè)法律風(fēng)險(xiǎn),也更加注重自身形象,在執(zhí)業(yè)過程中能夠保持獨(dú)立性。因此,有理由相信高聲譽(yù)的資產(chǎn)評(píng)估公司能夠降低CEO權(quán)力對(duì)企業(yè)的負(fù)面影響,據(jù)此提出以下假設(shè):
假設(shè)4:與高聲譽(yù)評(píng)估公司相比,CEO權(quán)力對(duì)上市公司微利與并購評(píng)估質(zhì)量負(fù)相關(guān)關(guān)系的加劇作用在低聲譽(yù)評(píng)估公司樣本中更為嚴(yán)重。
牛皮糖穩(wěn)住身子,很平靜,但話語里透露著殺機(jī)。大家都看到了。今天就到此。我去治傷。你記著,你不得我脫皮。
由于我國香港的制度環(huán)境好于內(nèi)地,所以國際四大審計(jì)機(jī)構(gòu)對(duì)于在港上市企業(yè)的審計(jì)質(zhì)量要高于只在內(nèi)地上市的企業(yè),制度環(huán)境差的地區(qū),企業(yè)的尋租行為更為嚴(yán)重(李雪靈等,2012)。市場化程度越高,該地區(qū)的法律制度越健全,公司受到的法制約束和威懾程度越高,上市公司對(duì)外提供的財(cái)務(wù)報(bào)告穩(wěn)健性越強(qiáng)(朱松和夏冬林,2009),因此有理由相信CEO權(quán)力會(huì)受到市場化程度的影響,表現(xiàn)為市場化程度低的地區(qū),CEO權(quán)力對(duì)企業(yè)的負(fù)向影響會(huì)加劇,據(jù)此提出研究假設(shè)5:
假設(shè)5:與高市場化水平地區(qū)相比,CEO權(quán)力對(duì)上市公司微利與并購評(píng)估質(zhì)量負(fù)相關(guān)關(guān)系的加劇作用在低市場化水平地區(qū)更為嚴(yán)重。
本文選取2007—2019年A股上市公司成功完成并購重組數(shù)據(jù)為樣本,為保證數(shù)據(jù)分析結(jié)果的穩(wěn)健性,按照以下原則對(duì)樣本進(jìn)行篩選:剔除并購標(biāo)的非股權(quán)的樣本;剔除并購非增值樣本;剔除所有金融類上市公司;剔除沒有經(jīng)過專項(xiàng)審計(jì)的樣本;剔除所有數(shù)據(jù)缺失的樣本。最終得到1480個(gè)有效觀測樣本值。為消除極端數(shù)值對(duì)實(shí)證結(jié)果的影響,對(duì)所有連續(xù)變量按上下1%分位數(shù)進(jìn)行Winsorize處理。本文樣本并購重組案例基礎(chǔ)數(shù)據(jù)來自于CSMAR數(shù)據(jù)庫,財(cái)務(wù)及其他數(shù)據(jù)來自于IFIND金融數(shù)據(jù)庫。文中所有分析過程采用stata15和EXCEL軟件完成。
并購評(píng)估質(zhì)量(d_aratio)。采用并購評(píng)估增值率與行業(yè)評(píng)估增值率均值的相對(duì)差異來衡量。首先計(jì)算資產(chǎn)評(píng)估增值率的分行業(yè)均值,然后取每一并購事件的評(píng)估增值率與行業(yè)評(píng)估增值率均值的相對(duì)差異,最后對(duì)相對(duì)差異取絕對(duì)值。具體計(jì)算公式如表1所示。
表1 變量定義表
上市公司微利(few)。參考宋夏云等(2019)做法,并購重組當(dāng)年及前一年,上市公司凈資產(chǎn)收益率(roe)在0~1%之間時(shí),盈利能力較弱,定義為微利企業(yè)。few取1,否則為0。
CEO權(quán)力(power)。本研究中的CEO是指首席執(zhí)行官、總裁或總經(jīng)理。一般認(rèn)為,CEO的薪酬相比其他人薪酬越高,CEO的權(quán)力越大。因此,將CEO年度薪酬與該企業(yè)前三名高管年度薪酬總額的比值作為CEO權(quán)力的衡量標(biāo)準(zhǔn)。
控制變量及分組變量。參考以往相關(guān)文獻(xiàn),本文選擇評(píng)估方法(method)、交易類型(rel)、并購重組類型(major)、并購支付方式(cash)、上市板塊(mark)、大股東持股比例(share)、機(jī)構(gòu)持股數(shù)(inshold)、公司規(guī)模(lnasset)、企業(yè)自由現(xiàn)金流量(cashflow)、凈資產(chǎn)收益率(roe)作為控制變量。為了驗(yàn)證主解釋變量在不同樣本的表現(xiàn),選擇產(chǎn)權(quán)性質(zhì)(SOE)、評(píng)估公司聲譽(yù)(TOP5)、市場化水平(MI)作為分組變量。
為驗(yàn)證假設(shè)1至假設(shè)5,構(gòu)建模型(1)和模型(2):
為避免行業(yè)差異和不同年份宏觀經(jīng)濟(jì)因素對(duì)結(jié)果的影響,設(shè)置了行業(yè)和年度虛擬變量。根據(jù)假設(shè)1,微利上市公司會(huì)出于盈余管理動(dòng)機(jī)而控制資產(chǎn)評(píng)估結(jié)果。如果假設(shè)成立則模型(1)中α1的系數(shù)顯著為正。如果假設(shè)2成立,則模型(2)中交互項(xiàng)系數(shù)α2應(yīng)顯著為正。為驗(yàn)證假設(shè)3中產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的調(diào)節(jié)作用,本文分國有企業(yè)和非國有企業(yè)兩組樣本,運(yùn)用模型(2)進(jìn)行回歸分析。為驗(yàn)證假設(shè)4中資產(chǎn)評(píng)估公司聲譽(yù)的調(diào)節(jié)作用,本文分評(píng)估公司高、低聲譽(yù)兩組樣本運(yùn)用模型(2)進(jìn)行回歸分析。為驗(yàn)證假設(shè)5中市場化水平的調(diào)節(jié)作用,本文分高、低市場化水平兩組樣本運(yùn)用模型(2)進(jìn)行回歸分析。
表2是主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)分析結(jié)果。其中,由于資產(chǎn)評(píng)估機(jī)構(gòu)綜合排名自2011年始,因此樣本數(shù)為1463個(gè);市場化指數(shù)數(shù)據(jù)取自《2016版市場化指數(shù)報(bào)告》(樊綱等,2017),根據(jù)2007—2016年各省份市場化指數(shù)加權(quán)平均值排序,高市場指數(shù)地區(qū)(MI)樣本占45%。
表2 主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)分析結(jié)果
表3是主要變量的皮爾遜相關(guān)系數(shù),可以看出,上市公司微利(few)與并購評(píng)估質(zhì)量呈負(fù)相關(guān)關(guān)系,且在5%的水平上顯著。凈資產(chǎn)收益率(roe)與并購評(píng)估質(zhì)量呈負(fù)相關(guān)關(guān)系,且在1%的水平上顯著。另外,表3最后一行列示了各個(gè)變量的方差膨脹因子(VIF),自變量中最大的方差膨脹因子(VIF)均小于10,且平均方差膨脹因子(VIF)沒有明顯大于1,說明本文建立的模型不存在多重共線性問題。
表3 主要變量的Pearson相關(guān)系數(shù)表
1.上市公司微利、CEO權(quán)力與并購評(píng)估質(zhì)量回歸分析
表4中(1)—(3)列是上市公司微利對(duì)并購評(píng)估質(zhì)量的影響回歸結(jié)果,第(1)列是未加入控制變量的回歸結(jié)果,第(2)列是加入時(shí)間和行業(yè)控制變量的回歸結(jié)果,第(3)列是加入所有控制變量的回歸結(jié)果,few的回歸系數(shù)分別為0.401、0.377和0.454,且不論是否加入控制變量,上市公司微利與并購評(píng)估質(zhì)量的負(fù)相關(guān)性均非常顯著(顯著性水平分別為5%、5%和1%)。這說明微利上市公司出于盈余管理動(dòng)機(jī)會(huì)在并購重組中做出有損并購評(píng)估質(zhì)量的行為。研究假設(shè)1成立。
表4 上市公司微利、CEO權(quán)力與并購評(píng)估質(zhì)量回歸分析結(jié)果
續(xù)表4
為檢驗(yàn)CEO權(quán)力的調(diào)節(jié)效應(yīng),將CEO權(quán)力(power)與上市公司微利(few)交互,所得回歸結(jié)果如表4中(4)—(6)列所示,上市公司微利(few)系數(shù)分別為-1.398、-1.383和-1.278,且不論是否加入控制變量,均在5%的水平上顯著。這說明在CEO權(quán)力極低的情況下,上市公司微利與并購評(píng)估質(zhì)量具有正相關(guān)性??紤]交互項(xiàng)的影響,交互項(xiàng)系數(shù)分別為4.945、4.829和4.757,且不論是否加入控制變量,均在1%的水平上顯著。這說明CEO權(quán)力會(huì)降低上市公司微利與并購評(píng)估質(zhì)量的正向相關(guān)性,并最終使上市公司微利與并購評(píng)估質(zhì)量呈負(fù)向相關(guān)。驗(yàn)證了假設(shè)2的正確性。
2.分樣本回歸分析
為驗(yàn)證假設(shè)3,將總樣本分為國有企業(yè)和非國有企業(yè)兩組,分別回歸,結(jié)果如表5中第(1)、(2)列所示,在非國有企業(yè)樣本中,上市公司微利(few)的系數(shù)為-2.483,且在5%的水平上顯著。這說明當(dāng)CEO權(quán)力極低時(shí),上市公司微利與并購評(píng)估質(zhì)量具有正相關(guān)性??紤]交互項(xiàng)的影響,交互項(xiàng)系數(shù)在1%的水平上顯著為正,且系數(shù)達(dá)到了7.789。這說明隨著CEO權(quán)力的增加,上市公司微利與并購評(píng)估質(zhì)量的正相關(guān)性在不斷縮小,并最終呈負(fù)相關(guān),這與全樣本中回歸結(jié)果一致。而在國有企業(yè)樣本中,無論是上市公司微利、CEO權(quán)力以及兩者交互項(xiàng)系數(shù)均不顯著。這說明我國特殊的產(chǎn)權(quán)制度優(yōu)勢(shì)能夠降低CEO權(quán)力對(duì)微利上市公司盈余管理行為的負(fù)面影響,提高并購重組資產(chǎn)評(píng)估質(zhì)量。
表5 分樣本回歸分析結(jié)果
為驗(yàn)證假設(shè)4,將總樣本分為高聲譽(yù)評(píng)估公司和低聲譽(yù)評(píng)估公司兩組樣本,分別回歸,結(jié)果如表5中第(3)、(4)列所示,在低聲譽(yù)評(píng)估公司樣本中,上市公司微利(few)的系數(shù)為-2.925,且在1%的水平上顯著,這說明當(dāng)CEO權(quán)力極低時(shí),上市公司微利(few)與并購評(píng)估質(zhì)量正相關(guān)??紤]交互項(xiàng)的影響,交互項(xiàng)系數(shù)在1%的水平上顯著為正,且系數(shù)達(dá)到了9.606。這說明CEO權(quán)力的增加會(huì)降低上市公司微利與并購評(píng)估質(zhì)量的正相關(guān)性,并最終使二者呈負(fù)相關(guān)關(guān)系,這與全樣本中回歸結(jié)果完全一致。而在高聲譽(yù)評(píng)估公司樣本中,無論是上市公司微利、CEO權(quán)力以及兩者交互項(xiàng)系數(shù)均不顯著。這說明在并購重組資產(chǎn)評(píng)估實(shí)踐中,評(píng)估公司聲譽(yù)機(jī)制發(fā)揮了重要作用,高聲譽(yù)資產(chǎn)評(píng)估公司能夠做出更加準(zhǔn)確的資產(chǎn)評(píng)估判斷,限制CEO權(quán)力對(duì)微利上市公司并購重組行為的負(fù)面影響,提高并購重組資產(chǎn)評(píng)估質(zhì)量。
為驗(yàn)證假設(shè)5,將總樣本分為高市場化水平和低市場化水平兩組樣本,其中市場化指數(shù)排名前三的省份分別為江蘇、浙江和上海。分別回歸,結(jié)果如表5中第(5)、(6)列所示,在低市場化水平樣本中,上市公司微利(few)的系數(shù)為-1.914,且在1%的水平上顯著,這說明當(dāng)CEO權(quán)力極低時(shí),微利上市公司與并購評(píng)估質(zhì)量呈正相關(guān)關(guān)系??紤]交互項(xiàng)的影響,交互項(xiàng)系數(shù)在1%的水平上顯著為正,且系數(shù)達(dá)到了6.515。這說明隨著CEO權(quán)力的增加,上市公司微利與并購評(píng)估質(zhì)量的正相關(guān)性在不斷縮小,并最終呈負(fù)相關(guān)關(guān)系,這與全樣本中回歸結(jié)果完全一致。而在高市場化水平樣本中,無論是上市公司微利、CEO權(quán)力以及兩者交互項(xiàng)系數(shù)均不顯著。這說明高市場化水平地區(qū),法治環(huán)境和市場透明度更高,上市公司更加規(guī)范,CEO權(quán)力濫用現(xiàn)象會(huì)受到更多約束,高市場化水平會(huì)限制CEO權(quán)力對(duì)微利上市公司并購重組行為的負(fù)面影響,提高并購評(píng)估質(zhì)量。
①限于篇幅,結(jié)果留存?zhèn)渌鳌?/p>
為保證分析結(jié)果的穩(wěn)健性,進(jìn)行了以下穩(wěn)健性檢驗(yàn):一是將被解釋變量重新定義為交易定價(jià)與資產(chǎn)評(píng)估值相對(duì)差異絕對(duì)值,再次回歸結(jié)果與原回歸結(jié)果基本保持一致;二是將上市公司微利重新定義為roe介于0%和1.5%之間,重新回歸后結(jié)果基本保持不變;三是將董事長和總經(jīng)理(CEO)兼任重新定義為CEO權(quán)力,其他變量定義保持不變,所得回歸結(jié)果與原回歸結(jié)果基本保持一致;四是因?yàn)榧w所有制企業(yè)受政府影響程度有限,將該類企業(yè)從國有企業(yè)樣本中剔除重新定義國有企業(yè),其他變量定義不變,重新回歸后所得結(jié)果基本保持不變;五是按照資產(chǎn)評(píng)估協(xié)會(huì)發(fā)布的年度資產(chǎn)評(píng)估公司前十名重新定義為高聲譽(yù)資產(chǎn)評(píng)估公司,其他變量定義不變,最終回歸結(jié)果與前文假設(shè)一致;六是將江蘇和浙江重新定義為高市場化水平地區(qū),其他變量定義保持不變,不影響最終回歸結(jié)果的一致性。經(jīng)過以上穩(wěn)健性檢驗(yàn),證明本文之前的實(shí)證分析結(jié)果較為可靠。
本文以我國A股上市公司2007—2019年成功完成并購重組事件為研究樣本,實(shí)證分析了上市公司微利對(duì)并購評(píng)估質(zhì)量的影響以及CEO權(quán)力的調(diào)節(jié)效應(yīng)。并考察了產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、評(píng)估公司聲譽(yù)與市場化水平的調(diào)節(jié)作用。通過實(shí)證分析發(fā)現(xiàn):第一,上市公司微利與并購評(píng)估質(zhì)量具有顯著負(fù)相關(guān)關(guān)系,具有微利傾向的上市公司更有可能做出影響并購重組資產(chǎn)評(píng)估結(jié)果的行為。第二,CEO權(quán)力是上市公司微利與并購評(píng)估質(zhì)量負(fù)相關(guān)關(guān)系的催化劑,CEO權(quán)力越大,上市公司微利對(duì)并購評(píng)估質(zhì)量負(fù)向影響程度越強(qiáng)。第三,上市公司微利、CEO權(quán)力與并購評(píng)估質(zhì)量的關(guān)系會(huì)受到產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、評(píng)估公司聲譽(yù)以及市場化水平的影響。具體來看,國有企業(yè)由于產(chǎn)權(quán)制度的優(yōu)越性,CEO受到的監(jiān)管更為嚴(yán)格,因此國有微利企業(yè)對(duì)并購評(píng)估結(jié)果的影響并不顯著,且不會(huì)受到CEO權(quán)力增加的影響;高聲譽(yù)資產(chǎn)評(píng)估公司會(huì)抑制CEO權(quán)力對(duì)微利上市公司并購重組行為的負(fù)面影響;市場化水平越高,法律制度更為健全,上市公司行為更加規(guī)范,CEO權(quán)力對(duì)微利上市公司并購重組行為的負(fù)向影響更弱。
本文對(duì)并購重組資產(chǎn)評(píng)估質(zhì)量影響因素的研究具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。第一,微利上市公司出于盈余管理的動(dòng)機(jī),可能會(huì)存在操縱并購重組資產(chǎn)評(píng)估結(jié)果等行為,資本監(jiān)管部門應(yīng)更加關(guān)注此類上市公司的并購重組行為。第二,CEO權(quán)力越高的微利上市公司越有可能通過操縱并購重組資產(chǎn)評(píng)估結(jié)果達(dá)到盈余管理的目的,相關(guān)監(jiān)管部門應(yīng)該加強(qiáng)CEO權(quán)力型微利上市公司的并購重組監(jiān)管。第三,金融監(jiān)管機(jī)構(gòu)應(yīng)該著重監(jiān)管非國有企業(yè)并購重組行為,特別要加強(qiáng)CEO權(quán)力型非國有微利上市公司的監(jiān)管。第四,資產(chǎn)評(píng)估協(xié)會(huì)公布的年度資產(chǎn)評(píng)估公司排名驗(yàn)證了評(píng)估公司聲譽(yù)機(jī)制在規(guī)范并購重組行為,合理確定資產(chǎn)定價(jià)方面的重要作用,資產(chǎn)評(píng)估協(xié)會(huì)等相關(guān)監(jiān)管機(jī)構(gòu)應(yīng)該進(jìn)一步細(xì)化年度排名評(píng)分細(xì)則,為評(píng)估行業(yè)良性發(fā)展提供重要幫助。第五,高市場化水平地區(qū)法治更為健全,市場運(yùn)行更為規(guī)范,能夠抑制CEO權(quán)力的不利影響,相關(guān)機(jī)構(gòu)應(yīng)該加快各地區(qū)市場化建設(shè)進(jìn)程,提升市場化水平。