■劉 東，王競達(dá)

一、引言與文獻(xiàn)綜述

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。

二、研究假設(shè)

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。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

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。

（二）變量定義

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。

（三）模型構(gòu)建

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。

四、實(shí)證結(jié)果與分析

（一）描述性統(tǒng)計(jì)與相關(guān)性分析

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

（二）回歸結(jié)果分析

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。

（三）穩(wěn)健性檢驗(yàn)①

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。

五、研究結(jié)論及建議

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。