高管權(quán)力、機構(gòu)投資者與并購績效

周紹妮，王中超，操 群

(1.北京交通大學(xué)經(jīng)濟管理學(xué)院，北京 100044；2.清華大學(xué)五道口金融學(xué)院，北京 100083)

一、引 言

黨的十九大報告指出，我國經(jīng)濟已轉(zhuǎn)向高質(zhì)量發(fā)展階段，處在轉(zhuǎn)變發(fā)展方式、優(yōu)化經(jīng)濟結(jié)構(gòu)、轉(zhuǎn)換增長動力的關(guān)鍵時期。企業(yè)的并購重組行為是解決產(chǎn)能過剩、效率低下等問題的重要手段，是經(jīng)濟運行機制中自我清潔、自我調(diào)整的內(nèi)涵式進程。在我國產(chǎn)業(yè)政策引導(dǎo)、公司利益約束的“雙輪”驅(qū)動下，企業(yè)并購績效的影響因素及其機理探究仍是各方關(guān)注的熱點問題。

已有研究表明，高管權(quán)力過大會降低企業(yè)的投資效率(Grinstein和Hribar，2004；趙純祥和張敦力，2013)[1][2]、不利于并購績效(李善民等，2009；初春虹等，2016)[3][4]。其背后邏輯是管理層機會主義假說，當(dāng)公司有現(xiàn)金留存時，管理者可能將其用于在職消費、過度投資等對股東來說不必要的行為，甚至為追求企業(yè)規(guī)模擴大帶來的個人聲譽以及薪酬提升而盲目對外投資。此外，隨著我國機構(gòu)投資者的興起，其公司治理作用逐漸成為學(xué)術(shù)研究的熱點之一，分類表決、IPO詢價等制度更為其迅猛發(fā)展提供了制度保障。關(guān)于機構(gòu)投資者的公司治理作用，主要有積極監(jiān)督、消極監(jiān)督及無效監(jiān)督三種觀點：積極監(jiān)督觀點認為機構(gòu)投資者會積極行使股東權(quán)力，“用手投票”參與公司治理，從而對并購績效產(chǎn)生正面影響(Ferreira和Matos，2008；Njah和Jarboui，2013)[5][6]；消極監(jiān)督觀點認為機構(gòu)投資者可能與管理層或者大股東“合謀”，通過相關(guān)業(yè)務(wù)往來、重組活動等行為來侵占中小股東利益(Agrawal等，1996)[7]；無效監(jiān)督假說認為機構(gòu)投資者由于不愿付出過高的公司治理成本(Black，1990)[8]或者參與公司治理但在某些活動中未取得積極治理效果(吳曉暉和姜彥福，2006)[9]，使其在企業(yè)并購重組等重大事項中無法發(fā)揮應(yīng)有的積極作用。目前國內(nèi)外關(guān)于機構(gòu)投資者與并購績效的研究大部分支持了積極監(jiān)督觀點(Gillan和Starks，2005)[10]，認為積極型機構(gòu)投資者參與能提升主并購方的績效(Chen等，2007；Njah和Jarboui，2013；周紹妮等，2017)[11][6][12]。黨的十九大提出要大力發(fā)展混合所有制經(jīng)濟，把混合所有制改革的重要性提到前所未有的高度，那么機構(gòu)投資者的治理作用在不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的企業(yè)并購行為中會存在差異嗎？在什么情況下更能發(fā)揮其作用呢？在我國經(jīng)濟發(fā)展轉(zhuǎn)型、并購市場以及機構(gòu)投資者日益活躍的現(xiàn)實背景下，這些問題都有待于回答。

本文以2010～2016年我國A股上市公司發(fā)生并購交易的1879個樣本為研究對象，實證檢驗了高管權(quán)力、機構(gòu)投資者與并購績效的關(guān)系。與以往研究相比，本文的貢獻可能在于：首先，把高管權(quán)力、機構(gòu)投資者與并購績效三者放入同一維度，深入考察了其相互作用關(guān)系，發(fā)現(xiàn)了機構(gòu)投資者通過抑制高管權(quán)力的負面影響來對并購績效產(chǎn)生積極影響的作用機理，并結(jié)合我國特殊的產(chǎn)權(quán)制度，進一步明晰了機構(gòu)投資者對不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)下的企業(yè)并購績效的影響差異，對現(xiàn)有機構(gòu)投資者參與公司治理的相關(guān)文獻進行了有益補充。此外，本文具有重要的政策啟示，研究發(fā)現(xiàn)，當(dāng)機構(gòu)投資者持股比例過小、中央國企并購樣本以及地方國企發(fā)起的同地并購中，機構(gòu)投資者的治理作用相對有限，這些結(jié)論為企業(yè)合理限制高管權(quán)力、發(fā)揮機構(gòu)投資者治理作用提供了理論支持，也為國有企業(yè)實施混合所有制改革的必要性提供了經(jīng)驗證據(jù)。

二、理論分析與研究假設(shè)

(一)高管權(quán)力與并購績效

以自由現(xiàn)金流量假說為基礎(chǔ)的管理層機會主義假說認為，當(dāng)企業(yè)留存一定程度的現(xiàn)金時，管理層有動機將其用于提高自身福利甚至通過擴大企業(yè)規(guī)模來提升薪酬待遇。雖然目前許多并購活動被證實有損股東價值，但高管依然樂此不疲，權(quán)力較大的高管有更強的動機進行更多的并購活動，在管理層機會主義行為下的并購活動往往難以得到資本市場的正面反應(yīng)(Grinstein和Hribar，2004)[1]。造成這種情況的主要原因是，當(dāng)高管權(quán)力過大甚至凌駕于監(jiān)督之上時，高管通過并購活動進行權(quán)力“尋租”情況更可能發(fā)生(劉星和徐光偉，2012；初春虹等，2016)[13][4]。因此，當(dāng)高管急于建功立業(yè)且其權(quán)力較大時，他們更有動機進行擴大企業(yè)規(guī)模的并購活動，使得并購活動違背股東利益或者并購過程不充分、產(chǎn)生沖動并購等行為導(dǎo)致對并購績效有負面影響。

此外，由于我國國企高管具有“經(jīng)濟人+準(zhǔn)官員”的雙重屬性，在現(xiàn)行的國企高管考核體系及任期制的背景下，國企高管有更大動機通過外延式并購活動實現(xiàn)企業(yè)規(guī)模的快速擴張，而非通過內(nèi)生性增長(傅欣等，2014)[14]。高管能通過發(fā)起并購為自身謀取到更多的福利，但是無效并購的可能性更大(李善民等，2009)[3]。尤其在我國投資者保護法律不夠健全、外部經(jīng)理人競爭市場不完全的環(huán)境下，國有企業(yè)具有“所有者缺位”以及監(jiān)督制衡機制薄弱等問題，高管利用其在企業(yè)內(nèi)外部的權(quán)威及影響力進行“尋租”的可能性更大，相比于非國有企業(yè)在并購活動中表現(xiàn)出更強的市場化傾向，國企高管權(quán)力可能對并購績效的負面作用更加明顯?；谝陨戏治?，提出如下假設(shè)：

H1：高管權(quán)力對企業(yè)并購績效具有負向影響。

H2：與非國有企業(yè)相比，國企高管權(quán)力對并購績效的負向影響更加明顯。

(二)高管權(quán)力、機構(gòu)投資者與并購績效

機構(gòu)投資者股東作為重要的公司治理力量通過公開建議、行使投票權(quán)甚至直接進入董事會等途徑發(fā)揮著治理作用。在企業(yè)并購過程中，機構(gòu)投資者發(fā)揮積極作用的途徑主要有：一是通過持有上市公司股票成為公司股東，合法參與公司治理，對管理層進行有效監(jiān)督，其在并購過程中的監(jiān)督效應(yīng)會使得并購績效提升(Beaver和Ryan，2005)[15]；二是由于機構(gòu)投資者在收集及獲取信息方面的優(yōu)勢，其持股會向市場傳遞積極信號，從而發(fā)揮使公司股價上升的信號傳遞作用。三是引入機構(gòu)投資者能夠利用專業(yè)團隊的知識和判斷能力，通過參與企業(yè)決策，提升公司治理水平，選擇優(yōu)質(zhì)項目進行并購。但也有部分學(xué)者認為機構(gòu)投資者可能通過與大股東“合謀”來侵害中小股東利益(Koh，2007)[16]。此外，機構(gòu)投資者的“不作為”可能難以對并購績效產(chǎn)生關(guān)鍵影響(Basu等，2008)[17]。在我國監(jiān)管當(dāng)局2001年提出“超常規(guī)”發(fā)展機構(gòu)投資者的戰(zhàn)略引導(dǎo)下，其構(gòu)成逐漸豐富、規(guī)模不斷擴大。機構(gòu)投資者在國內(nèi)興起初期，存在并未真正參與公司治理而是頻繁買賣賺取“快錢”的現(xiàn)象，之后由于機構(gòu)投資者持股比例的上升，隨之而來交易成本上升，“用手投票”在節(jié)約交易成本的同時，更能帶來長期投資收益。因此，持股比例越高的機構(gòu)投資者應(yīng)當(dāng)更有動機參與企業(yè)并購活動決策，發(fā)揮積極作用。

考慮到我國國有企業(yè)普遍存在股權(quán)集中的現(xiàn)象，一般認為若存在一股獨大的股東，往往使包括機構(gòu)投資者以及中小股東難以形成與其抗衡的股權(quán)結(jié)構(gòu)，尤其當(dāng)內(nèi)部監(jiān)督缺乏、代理鏈條過長時，國企高管可能運用政治力量來影響公司運行(李增福等，2013)[18]。由于產(chǎn)權(quán)性質(zhì)不同，國有企業(yè)在資本市場上的動機和行為與非國有企業(yè)存在明顯差異，例如更多地進行關(guān)聯(lián)方交易或承擔(dān)一定的社會性負擔(dān)，此時機構(gòu)投資者在并購決策中影響力量可能不足，從而未能體現(xiàn)出明顯積極的治理效果(孫光國等，2015；周紹妮等，2017)[19][12]。尤其當(dāng)公司治理環(huán)境較弱時，機構(gòu)投資者的“用腳投票”更削弱了其監(jiān)督作用(王懷明和史曉明，2010)[20]。相比之下，非國有企業(yè)股東與高管更注重追求現(xiàn)實經(jīng)濟利益，外部的接管市場也會使高管約束自身行為。基于以上分析，提出如下假設(shè)：

H3：機構(gòu)投資者持股能對高管權(quán)力與并購績效的關(guān)系進行調(diào)節(jié)，即機構(gòu)投資者持股能抑制高管權(quán)力對并購績效的負向影響。

H4：機構(gòu)投資者持股的治理作用在不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的企業(yè)中對高管權(quán)力的制衡程度存在差異。

三、研究設(shè)計

(一)樣本選取與數(shù)據(jù)來源

選取2010～2016年發(fā)生并購交易的A股上市公司為研究樣本，相關(guān)數(shù)據(jù)涵蓋2009～2017年。按如下標(biāo)準(zhǔn)篩選樣本：(1)僅保留收購標(biāo)的大于5%的股權(quán)收購；(2)剔除金融保險類樣本；(3)剔除ST、PT等特殊樣本；(4)剔除交易失敗樣本；(5)一年中發(fā)生多次并購交易的企業(yè)，取第一次的并購事件；(6)剔除關(guān)鍵數(shù)據(jù)缺失的樣本。最終保留了1879起并購交易為研究樣本。并購事件、機構(gòu)投資者持股數(shù)據(jù)來源Wind數(shù)據(jù)庫，高管個人信息數(shù)據(jù)來源CSMAR數(shù)據(jù)庫，部分高管個人信息數(shù)據(jù)手工收集整理。此外，為避免異常值影響，在1%水平上對連續(xù)變量進行Winsorize處理。

(二)變量定義

并購績效(ΔAdj-Roe)，借鑒陳仕華等(2013)的做法[21]，用并購后一年與并購前一年的Roe之差，減去并購當(dāng)年與并購前一年的Roe之差，得到ΔAdj-Roe。高管權(quán)力(Power)，借鑒Finkelstein(1992)的做法[22]，從組織權(quán)力、專家權(quán)力、聲譽權(quán)力和所有權(quán)權(quán)力四個維度來度量高管權(quán)力的大小。以“總經(jīng)理與董事長是否兩職合一”作為組織權(quán)力(Org-Power)的代理變量；以“總經(jīng)理是否具有高級職稱”作為專家權(quán)力(Exp-Power)的代理變量；以“總經(jīng)理是否在外部有兼任職務(wù)”作為聲譽權(quán)力(Rep-Power)的代理變量；以“總經(jīng)理是否持本公司股份”作為所有權(quán)權(quán)力(Own-Power)的代理變量。通過四個維度的虛擬變量相加得到高管權(quán)力的連續(xù)變量(Org-power+Exp-power+Rep-power+Own-power)。機構(gòu)投資者持股比例(Inst)，Inst為機構(gòu)投資者持股占總股數(shù)的比例。本文還控制了如下變量：股權(quán)集中度(Sh)、獨立董事比例(Id)、盈利水平(Roa)、資產(chǎn)負債水平(Lev)、自由現(xiàn)金流(Cash)、公司規(guī)模(Size)以及年度(Year)和行業(yè)(Ind)的虛擬變量。具體變量定義如表1所示。

表1 變量定義

(三)模型構(gòu)建

根據(jù)上述變量定義，構(gòu)建模型(1)和模型(2)用以檢驗研究假設(shè)，Power為高管權(quán)力的代理變量，Controls為表1中的控制變量。此外，為抑制可能存在的內(nèi)生性問題，本文在回歸分析中，將機構(gòu)投資者持股比例(Inst)與控制變量(Controls)采取滯后一期進行處理。

ΔAdj-Roe=β0+β1*Power+∑Controls+ε

(1)

ΔAdj-Roe=β0+β1*Power+β2*Inst+β3*Power*Inst+ΣControls+ε

(2)

四、實證分析

(一)描述性統(tǒng)計

表2報告了主要變量描述性統(tǒng)計的結(jié)果。

表2 變量的描述性統(tǒng)計

在樣本統(tǒng)計期間，樣本公司并購績效的均值大于0，說明經(jīng)過21世紀初的并購浪潮后，我國上市公司在并購決策中普遍較為理性、更加注重并購后整合。從高管權(quán)力的代理變量可以看出，樣本公司中“兩職合一”的比例平均為29.2%；27.3%的總經(jīng)理有在外部組織、團體兼職的情況；有高級職稱的總經(jīng)理約占總數(shù)的五分之一；持有本公司股份的總經(jīng)理約占31.2%。此外，機構(gòu)投資者持股比例均值為0.346，最高的持股比例為98.2%，而最低的無機構(gòu)投資者持股，差異較大?？刂谱兞糠矫?，股權(quán)集中度均值為0.334，表明樣本公司股權(quán)仍較為集中；百分之四十左右的企業(yè)總經(jīng)理持有本公司股份，可能原因是高管持股是當(dāng)下公司股權(quán)激勵的重要手段。

(二)相關(guān)性分析

回歸分析之前，對全部變量進行了相關(guān)性分析。未報告的結(jié)果顯示，高管權(quán)力與并購績效在5%水平上顯著負相關(guān)，初步驗證了假設(shè)H1，即高管權(quán)力越大，越不利于并購績效。機構(gòu)投資者持股與并購績效未達到顯著性水平，但是機構(gòu)投資者與高管權(quán)力存在顯著負相關(guān)，說明機構(gòu)投資者可能會抑制高管權(quán)力對并購績效的負面影響，但這一關(guān)系需要進一步檢驗。其他變量間的相關(guān)系數(shù)均不超過0.3，說明回歸模型不受嚴重多重共線性干擾。

(三)回歸分析

1.高管權(quán)力與并購績效

為驗證假設(shè)H1和假設(shè)H2，利用模型(1)進行檢驗，結(jié)果如表3所示。當(dāng)ΔAdj_Roe作為被解釋變量時，無論是全樣本檢驗還是分組檢驗，高管權(quán)力對并購績效均顯著負相關(guān)，假設(shè)H1得到驗證，即高管權(quán)力越大，并購績效越差。這種現(xiàn)象可以用高管權(quán)力的機會主義動機來解釋，當(dāng)企業(yè)高管權(quán)力過大時，可能利用自身權(quán)力進行某些違背股東價值的活動，甚至可能凌駕于公司治理結(jié)構(gòu)之上，這些情況最終會加大企業(yè)的代理成本，減損并購績效。

表3 高管權(quán)力與并購績效的回歸結(jié)果

注：*、** 及*** 分別表示在10%、5%和1%水平上顯著。

分組檢驗的國企樣本中，高管權(quán)力Power的回歸系數(shù)為-0.080，在1%水平上顯著。在非國企樣本中，Power的回歸系數(shù)為-0.031，在1%的水平上顯著。進一步運用Suest檢驗來考察變量Power的組間系數(shù)是否存在差異，經(jīng)檢驗，Power的組間回歸系數(shù)在10%水平下存在顯著差異。表明相對于非國企樣本，國企樣本中高管權(quán)力對并購績效的負面作用更大，假設(shè)H2得到驗證。主要原因是，一方面國有企業(yè)由于普遍存在“所有者缺位”、控制鏈條過長等問題，高管權(quán)力越大，越可能利用其雙重身份為自身帶來更多薪酬、福利，甚至為滿足其政治訴求而盲目進行并購或者支付過多的并購溢價。另一方面是因為國有企業(yè)往往會承擔(dān)一定的社會性負擔(dān)，從而并非以盈利為唯一目標(biāo)發(fā)起并購活動。非國有企業(yè)高管由于任職來源較為廣泛，面臨更多的環(huán)境不確定性，因此更具危機意識和市場競爭意識，但由于代理問題的存在，也可能因自身利益而在并購活動中難以于股東利益保持一致。

2.高管權(quán)力、機構(gòu)投資者與并購績效

利用模型(2)，本文考察了高管權(quán)力、機構(gòu)投資者與并購績效三者關(guān)系?；貧w結(jié)果如表4所示，加入機構(gòu)投資者持股變量后，高管權(quán)力對并購績效的負面作用依然顯著。在第(1)列中，機構(gòu)投資者持股與高管權(quán)力交乘項Power*Inst的回歸系數(shù)為0.138，在5%的水平上顯著，說明機構(gòu)投資者持股對高管權(quán)力對并購績效的負面作用有調(diào)節(jié)效應(yīng)，雖然可以選擇“用腳投票”，但是當(dāng)其買賣股票數(shù)額較大、交易成本較高時，為了長期利益目標(biāo)與戰(zhàn)略意義，更傾向通過公開建議、在股東大會行使表決權(quán)等途徑參與公司治理、監(jiān)督高管行為，從而減緩高管權(quán)力過大對并購績效的負面影響。綜上所述，假設(shè)H3得到驗證。

進一步地，按持股比例的中位數(shù)將機構(gòu)投資者持股高低劃分，當(dāng)高于中位數(shù)時為參與度較高組，否則為參與度較低組。從表4第(2)至(5)列可以看出，無論是持股比例高的組還是低的組，機構(gòu)投資者在非國有企業(yè)并購中的調(diào)節(jié)作用都較為穩(wěn)定。在國有企業(yè)組中，當(dāng)機構(gòu)投資者參與度較低時雖依然對并購績效為正向影響，但未達到統(tǒng)計上顯著。此外，非國企組變量Power*Inst的回歸系數(shù)高于國企組樣本，未報告的組間系數(shù)差異檢驗結(jié)果支持了假設(shè)H4。

總的來看，當(dāng)機構(gòu)投資者持股比例較高時，更容易發(fā)揮對高管權(quán)力與并購績效的調(diào)節(jié)作用。值得關(guān)注的是：在國有企業(yè)組中，隨著持股比例上升，機構(gòu)投資者能夠在并購等重大事項中發(fā)揮監(jiān)督、治理的積極作用；但是當(dāng)持股比例不高時，作為國企代理人的高管可能運用行政手段對公司并購決策產(chǎn)生影響，此時機構(gòu)投資者沒有足夠的話語權(quán)對并購決策進行有效治理，使其在國企并購績效中的積極作用受到限制，這為我國國有企業(yè)混合所有制改革的必要性提供了經(jīng)驗證據(jù)。

表4 高管權(quán)力、機構(gòu)投資者與并購績效的回歸結(jié)果

注：*、** 及*** 分別表示在10%、5%和1%水平上顯著。括號內(nèi)為t值。后表同。

(四)進一步研究

由上文可知，當(dāng)國有企業(yè)為主并購方發(fā)起并購時，機構(gòu)投資者對高管權(quán)力與并購績效的調(diào)節(jié)作用相對較弱，那么，到底在哪種并購交易中機構(gòu)投資者不再發(fā)揮積極作用呢？為回答這一問題，進一步區(qū)分研究樣本，按并購主體分為中央企業(yè)主導(dǎo)和地方國有企業(yè)主導(dǎo)的并購以及按雙方是否屬于同一省份(直轄市)區(qū)分同地并購和異地并購。

如表5所示，在地方國有企業(yè)樣本中，無論其發(fā)起的是同地并購還是異地并購，機構(gòu)投資者的調(diào)節(jié)作用基本存在。與之對比的是當(dāng)中央國企為主并購方時，其發(fā)起的同地并購中，變量Power和Power*Inst不再顯著，表明機構(gòu)投資者對并購績效的積極作用和對高管權(quán)力的制衡作用消失，僅在異地并購時有調(diào)節(jié)作用。在非國有企業(yè)中，無論哪種并購類型，機構(gòu)投資者的調(diào)節(jié)作用均顯著存在。

總體來看，在細分國企樣本后，機構(gòu)投資者對高管權(quán)力與并購績效的調(diào)節(jié)作用在發(fā)起方為地方國企時更明顯于發(fā)起方為中央國有企業(yè)；在異地并購中更明顯于同地并購。一個可能的解釋是：相對于中央國企往往涉及國民經(jīng)濟的關(guān)鍵領(lǐng)域和重要行業(yè)，機構(gòu)投資者在中央國企的重大決策中話語權(quán)不足，其發(fā)起的并購活動可能為順應(yīng)國民經(jīng)濟調(diào)整過程而不以追求經(jīng)濟利益為唯一目標(biāo)。地方國企更多集中在競爭性領(lǐng)域，且市場化運作程度相對更高，更可能從經(jīng)濟利益角度出發(fā)發(fā)起并購活動。此外，當(dāng)國企進行同地并購時，往往為承擔(dān)某些社會責(zé)任或滿足某些政治目標(biāo)，如保證本地就業(yè)率、調(diào)整當(dāng)?shù)禺a(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、實現(xiàn)GDP增長率等，在該種并購決策中機構(gòu)投資者的作用不易發(fā)揮。

表5 高管權(quán)力、機構(gòu)投資者與并購績效的異質(zhì)性回歸結(jié)果

五、穩(wěn)健性檢驗

關(guān)于內(nèi)生性問題的處理：考慮到可能存在機構(gòu)投資者進入高管權(quán)力較大的公司的可能性較低，即機構(gòu)投資者的選擇性進入。本文將高管權(quán)力按當(dāng)年度的中位數(shù)進行分組，結(jié)果發(fā)現(xiàn)無論在高管權(quán)力較高組還是較低組，機構(gòu)投資者的調(diào)節(jié)作用無明顯差異，則認為受該問題影響不嚴重。為了穩(wěn)健考慮，還采用行業(yè)均值的機構(gòu)投資者持股比例M_Inst作為工具變量對模型(2)進行2SLS回歸，結(jié)果顯示，機構(gòu)投資者的調(diào)節(jié)作用依然在5%水平上顯著。此外，本文還進行了如下穩(wěn)健性檢驗：(1)更換被解釋變量，在穩(wěn)健性檢驗中以并購后的市場業(yè)績ΔTQ進行替換正文的ΔAdj-Roe，ΔTQ計算方法與ΔAdj-Roe一致。(2)參考楊茗和周軍(2016)的做法[23]，構(gòu)建高管權(quán)力的虛擬變量，具體變量定義如下：Org-Power+Exp-Power+Rep-Power+Own-Power≥2時取1，否則取0，代替原來的高管權(quán)力連續(xù)變量進入回歸分析。(3)將高管權(quán)力四個維度分別與機構(gòu)投資者持股組成交乘項進行回歸。穩(wěn)健性檢驗結(jié)果與本文主要結(jié)論基本保持一致，限于篇幅，未在正文列示。

六、研究結(jié)論與啟示

本文探討了高管權(quán)力、機構(gòu)投資者持股與并購績效三者的關(guān)系，主要結(jié)論如下：首先，高管權(quán)力對并購績效顯著負向影響，以產(chǎn)權(quán)性質(zhì)進一步區(qū)分后發(fā)現(xiàn)，國企樣本中該負向影響更大。其次，機構(gòu)投資者持股對并購績效有正面促進作用，作用路徑為機構(gòu)投資者持股通過抑制高管權(quán)力對并購績效的負面影響，該作用在非國企樣本中較為明顯。進一步地，將國有企業(yè)細分為中央國有企業(yè)和地方國有企業(yè)，并以并購雙方是否處于同一地區(qū)劃分同地與異地并購。結(jié)果顯示，從并購區(qū)域看，相較同地并購，機構(gòu)投資者在異地并購中對高管權(quán)力的調(diào)節(jié)作用更加顯著；從并購發(fā)起方看，相較中央國企，發(fā)起方為地方國企時調(diào)節(jié)作用更加顯著。研究結(jié)論為合理限制高管權(quán)力以及國有企業(yè)實施混合所有制改革的必要性提供了依據(jù)。

本研究具有以下現(xiàn)實意義：(1)在企業(yè)層面，應(yīng)當(dāng)充分認識高管權(quán)力過大對企業(yè)績效影響的原因及作用路徑，設(shè)計合理的高管激勵方案，尤其對于國有企業(yè)來說，在建立現(xiàn)代公司治理結(jié)構(gòu)的基礎(chǔ)上，要積極鼓勵外部監(jiān)督，將“權(quán)力放進制度的籠子里”，防止內(nèi)部人控制，避免盲目進行并購決策。(2)在宏觀政策層面，通過完善投資者保護相關(guān)法案及股東權(quán)利行使的制度保障，讓其充分發(fā)揮在公司重大決策中的積極作用。此外，要引導(dǎo)機構(gòu)投資者樹立長期投資觀念，鼓勵機構(gòu)投資者通過“用手投票”參與公司治理進行“價值創(chuàng)造”，而不是“價值選擇”。(3)由于我國上市公司股權(quán)結(jié)構(gòu)仍較為集中，而股權(quán)集中度過高，不利于機構(gòu)投資者等其他股東發(fā)揮公司治理的積極性。因此，對于非國有企業(yè)來說，應(yīng)當(dāng)在引入外部機構(gòu)投資者的基礎(chǔ)上，給予渠道使其充分發(fā)揮專業(yè)技能優(yōu)勢參與公司治理；對于國有企業(yè)來說，應(yīng)當(dāng)在完善國有企業(yè)市場化主體地位的同時，進一步深化國有企業(yè)混合所有制改革。