內(nèi)部控制、機(jī)構(gòu)投資者與上市公司海外并購績效

王治皓，廖科智，齊 岳，2b

（1.浙江工業(yè)大學(xué) 管理學(xué)院，浙江 杭州310014；2.南開大學(xué)a.商學(xué)院；b.中國公司治理研究院，天津300071）

一、引 言

在“走出去”和“一帶一路”倡議等對(duì)外開放政策的支持下，海外并購已經(jīng)成為中國企業(yè)實(shí)現(xiàn)技術(shù)轉(zhuǎn)型和市場擴(kuò)張的重要手段，成為影響企業(yè)核心競爭力的重要因素。盡管海外并購能夠給企業(yè)帶來產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型和國際化的寶貴機(jī)會(huì)，但支付過高溢價(jià)、投資虧損項(xiàng)目和并購整合失敗等海外并購中的價(jià)值損失問題也不容忽視。作為公司一項(xiàng)重要的投資決策，海外并購績效不可避免地受到公司治理問題的影響。Jensen（1986）提出的自由現(xiàn)金流假說表明，當(dāng)企業(yè)具有充足的現(xiàn)金流時(shí)，管理層可能會(huì)為了擴(kuò)大資源控制的范圍而接受凈現(xiàn)值小于0 的投資項(xiàng)目，由此導(dǎo)致企業(yè)價(jià)值受損［1］。在此基礎(chǔ)上，Masulis等（2007）、Harford等（2012）進(jìn)一步研究了并購發(fā)起方公司的治理環(huán)境對(duì)并購績效的影響機(jī)制，指出代理成本會(huì)負(fù)面影響上市公司的并購績效，為公司治理與并購績效的研究提供了重要的研究范式［2-3］。

與國外以控制權(quán)市場為主的外部治理模式不同，內(nèi)部控制有效性和機(jī)構(gòu)投資者持股是國內(nèi)上市公司進(jìn)行治理優(yōu)化的主要模式，對(duì)中國上市公司的投資效率（鐘馬和徐光華，2015；池國華等，2016）［4-5］、盈 利 可 持 續(xù) 性（宮 義 飛 和 謝 元 芳 ，2018）［6］和環(huán)境績效（黎文靖和路曉燕，2015）［7］等方面起到積極的推動(dòng)作用。雖然內(nèi)部控制有效性、機(jī)構(gòu)投資者持股與公司經(jīng)營績效的實(shí)證分析已經(jīng)十分豐富，但已有研究對(duì)上述兩個(gè)重要的治理維度與海外并購績效的關(guān)系則關(guān)注較少。中國上市公司的海外并購績效如何？內(nèi)部控制有效性和機(jī)構(gòu)投資者持股在上市公司進(jìn)行海外并購決策的過程中起到怎樣的作用？公司治理狀況的改善是否能夠提升公司的海外并購績效？這些問題仍需要進(jìn)一步論證支持。

由此，本文以2005-2018 年發(fā)生的303 次中國上市公司海外并購為研究對(duì)象，利用事件研究法對(duì)海外并購的績效進(jìn)行計(jì)算，在此基礎(chǔ)上對(duì)公司的內(nèi)部控制有效性、機(jī)構(gòu)投資者持股比例與海外并購績效的相關(guān)關(guān)系和作用機(jī)制進(jìn)行實(shí)證分析。研究發(fā)現(xiàn)：①整體來看，以累計(jì)異常收益率測度的中國上市公司海外并購績效顯著為正；②在控制公司財(cái)務(wù)指標(biāo)等因素的情況下，內(nèi)部控制有效性和機(jī)構(gòu)投資者持股比例與上市公司海外并購績效之間存在正向的相關(guān)關(guān)系；③內(nèi)部控制有效性和機(jī)構(gòu)投資者持股的作用效果在國有企業(yè)組中表現(xiàn)得更加明顯。

綜合來看，本文的邊際貢獻(xiàn)在于：①利用事件研究法對(duì)中國上市公司海外并購績效進(jìn)行了測度，為海外并購的價(jià)值效應(yīng)提供了經(jīng)驗(yàn)證據(jù)；②在中國資本市場的情境下從內(nèi)部控制有效性和機(jī)構(gòu)投資者持股的視角研究了公司治理與海外并購績效的關(guān)系，從治理維度拓展了海外并購影響因素的研究范圍；③在不同的產(chǎn)權(quán)性質(zhì)下分組探討了內(nèi)部控制有效性和機(jī)構(gòu)投資者持股的傳導(dǎo)效果和作用機(jī)制。

二、文獻(xiàn)回顧與研究假設(shè)

相對(duì)于常規(guī)的公司財(cái)務(wù)決策，海外并購面臨更大的操作復(fù)雜性和外部環(huán)境不確定性，但同時(shí)海外并購涉及大量的現(xiàn)金或股權(quán)交易，作為一項(xiàng)重要的財(cái)務(wù)戰(zhàn)略決策對(duì)上市公司的價(jià)值帶來重要影響。因此，海外并購的經(jīng)濟(jì)后果及其影響因素一直以來便是財(cái)務(wù)金融領(lǐng)域備受關(guān)注的研究話 題（Erel 等，2012；Ferreira 等，2009；Gaur 等，2013）［8-10］。Chen 等（2019）指出，相對(duì)于公司在國內(nèi)的投資決策，海外并購過程中管理層與投資者之間可能會(huì)產(chǎn)生更多的信息不對(duì)稱因素，進(jìn)而引發(fā)代理沖突［11］。而Masulis等（2007）則指出企業(yè)代理成本的提升可能會(huì)引致管理層選擇并購項(xiàng)目時(shí)的道德風(fēng)險(xiǎn)行為，即為了擴(kuò)大管理層的控制權(quán)而損害投資者的利益［2］。在此基礎(chǔ)上，Harford（2012）進(jìn)一步指出，在高代理成本的公司中，管理層可能會(huì)為協(xié)同效益差的項(xiàng)目支付過高的溢價(jià)，由此導(dǎo)致投資者的長期價(jià)值發(fā)生損失［3］。由此可見，公司治理問題是影響海外并購動(dòng)機(jī)的重要因素，進(jìn)而會(huì)對(duì)海外并購的績效產(chǎn)生重要影響。國外研究中，以Jenson（2015）、Gompers 等（2003）為代表的學(xué)者對(duì)治理要素與并購績效的研究主要聚焦于外部控制權(quán)市場的有效性和股權(quán)結(jié)構(gòu)等因素［12-13］，這與國外上市公司的治理結(jié)構(gòu)和集體訴訟制度等治理方案是密切相關(guān)的。

由于中國股票市場成立時(shí)間較晚，投資者保護(hù)的相關(guān)制度尚在完善的過程當(dāng)中，控制權(quán)市場對(duì)投資者保護(hù)的能力相對(duì)較弱。而由財(cái)政部和證監(jiān)會(huì)等政策制定機(jī)構(gòu)著力推進(jìn)的內(nèi)部控制制度和機(jī)構(gòu)投資者持股制度則在中國上市公司的治理優(yōu)化中起到重要作用（李維安和李濱，2008）［14］。張滌新和李忠海（2017）進(jìn)一步指出，內(nèi)部控制制度和機(jī)構(gòu)投資者制度是中國資本市場目前正在推行的兩項(xiàng)變革，有助于推動(dòng)上市公司重大決策流程的規(guī)范化和違規(guī)風(fēng)險(xiǎn)的降低［15］。由此，本文立足于中國上市公司海外并購決策的治理情景，首先對(duì)中國上市公司海外并購績效的整體狀況進(jìn)行回顧整理，然后從內(nèi)部控制有效性和機(jī)構(gòu)投資者持股兩方面回顧公司治理影響企業(yè)績效的相關(guān)文獻(xiàn)，并進(jìn)一步提出研究假設(shè)。

（一）中國企業(yè)海外并購績效

在“走出去”和“一帶一路”倡議等對(duì)外開放政策的激勵(lì)下，中國企業(yè)愈加頻繁地采用海外并購的方式進(jìn)行擴(kuò)張，而并購行為對(duì)企業(yè)績效的影響則成為國內(nèi)外學(xué)者關(guān)注的重要話題。顧露露和Reed（2011）采用并購公告日前后的累計(jì)異常收益率來評(píng)估并購的績效，研究結(jié)果表明中國海外并購整體獲得了正向的市場評(píng)價(jià)［16］。冼國明和明秀南（2018）則從企業(yè)創(chuàng)新的視角出發(fā)，發(fā)現(xiàn)海外并購能夠有效地推動(dòng)滯后期企業(yè)創(chuàng)新水平的提升［17］。

然而，學(xué)者們也發(fā)現(xiàn)中國上市公司的海外并購績效出現(xiàn)了明顯的異質(zhì)性，即不同的公司特征可能會(huì)導(dǎo)致企業(yè)的海外并購績效出現(xiàn)明顯差異。Chen和Lin（2017）在制度理論和信號(hào)理論的基礎(chǔ)上討論了A股和港股市場的海外并購績效異質(zhì)性，指出國有企業(yè)在海外并購中獲得的市場評(píng)價(jià)相對(duì)較差［18］。余鵬翼和王滿四（2014）通過對(duì)滬深兩市的103 家海外并購案例進(jìn)行實(shí)證研究，發(fā)現(xiàn)大股東持股比例、并購雙方文化異質(zhì)性等因素對(duì)海外并購績效產(chǎn)生正向影響［19］。李詩和吳超鵬（2016）則從制度理論出發(fā)，探討了外交關(guān)系和東道國狀況對(duì)海外并購績效的影響，從宏觀層面發(fā)現(xiàn)影響海外并購績效的重要因素［20］。

綜合來看，已有研究在對(duì)海外并購績效的異質(zhì)性進(jìn)行解讀時(shí)，主要關(guān)注外部宏觀因素、文化差異和外交關(guān)系等因素的影響。然而，作為一項(xiàng)具有高度信息不對(duì)稱特征的投資決策，海外并購決策的合理性和科學(xué)性可能會(huì)受到代理成本的影響，管理層的行為決策存在擴(kuò)大控制資源范圍的代理動(dòng)機(jī)。同時(shí)，與以控制權(quán)市場為主導(dǎo)的歐美市場不同，中國上市公司的內(nèi)部控制有效性和機(jī)構(gòu)投資者參與對(duì)上市公司重大決策機(jī)制的優(yōu)化具有重要作用，探討其對(duì)海外并購市場績效的影響具有一定的研究價(jià)值。

（二）內(nèi)部控制有效性和海外并購績效

內(nèi)部控制是一個(gè)會(huì)計(jì)程序或系統(tǒng)，其目的是提高企業(yè)運(yùn)作效率確保政策的實(shí)施、捍衛(wèi)資產(chǎn)、避免欺詐和錯(cuò)誤，進(jìn)而最終控制企業(yè)的經(jīng)營風(fēng)險(xiǎn)。Goh和Li（2011）研究結(jié)果表明，具有較高水平內(nèi)部控制的公司，對(duì)于企業(yè)戰(zhàn)略的制定與執(zhí)行、規(guī)避經(jīng)營風(fēng)險(xiǎn)、促進(jìn)企業(yè)內(nèi)部資源整合、提升企業(yè)經(jīng)營效率和增加企業(yè)價(jià)值具有重要的保障作用［21］。

有效的內(nèi)部控制可以在企業(yè)實(shí)施并購時(shí)優(yōu)化并購目標(biāo)的選擇，確保標(biāo)的物在產(chǎn)業(yè)鏈、關(guān)鍵資源等方面符合企業(yè)的戰(zhàn)略發(fā)展要求，進(jìn)而確保整個(gè)并購過程中對(duì)風(fēng)險(xiǎn)的預(yù)防與控制。崔永梅和余璇（2011）的研究結(jié)果表明，完善的內(nèi)部控制制度能夠保障企業(yè)并購標(biāo)的物選擇、并購方案的制訂與交易實(shí)施、并購后整合的過程中控制并規(guī)避各種風(fēng)險(xiǎn)，最終促進(jìn)企業(yè)實(shí)現(xiàn)并購戰(zhàn)略［22］。楊忠智（2011）指出,企業(yè)海外并購與發(fā)展的戰(zhàn)略目標(biāo)的關(guān)鍵性因素是公司內(nèi)部控制制度的有效執(zhí)行［23］。Skaife 等（2013）的研究指出,有效的內(nèi)部控制在企業(yè)并購后的整合過程中能夠確保企業(yè)在并購計(jì)劃的制定、資源的分配、業(yè)績考核以及信息反饋中獲得高質(zhì)量信息，進(jìn)而控制與避免并購整合的風(fēng)險(xiǎn)［24］。

綜合來看，在企業(yè)進(jìn)行復(fù)雜的海外并購過程中，完善的內(nèi)部控制制度可以使企業(yè)在并購戰(zhàn)略規(guī)劃、標(biāo)的物選擇、并購計(jì)劃安排、并購交易方式與并購后資源整合中很大程度上預(yù)防與規(guī)避可能的運(yùn)營風(fēng)險(xiǎn)?；诖?，本文提出研究假設(shè)1。

H1：其他條件相同的情況下，上市公司內(nèi)部控制有效性與其發(fā)起的海外并購績效存在正相關(guān)的關(guān)系。

（三）機(jī)構(gòu)投資者持股與并購績效

并購作為企業(yè)最為重要的資源配置戰(zhàn)略，是公司治理效果的重要體現(xiàn)，機(jī)構(gòu)投資者應(yīng)在公司重大事項(xiàng)決策中發(fā)揮應(yīng)有作用。

Shleifer 和Vishny（1986）、Hartzell 和Starks（2003）、Aggarwal等（2011）、Panousi和Papanikolaou（2012）的研究均指出，機(jī)構(gòu)投資者為了獲得更好的收益，會(huì)通過“用手投票”的方式積極參與公司治理，監(jiān)督公司管理層和大股東的行為［25-28］。楊嘉琳等（2018）研究發(fā)現(xiàn)，境外投資者持股會(huì)更明顯影響上市公司治理績效［29］。周紹妮等（2017）也發(fā)現(xiàn)，積極參與公司治理的機(jī)構(gòu)投資者能夠提升企業(yè)的并購績效［30］。

綜合來看，機(jī)構(gòu)投資者持股對(duì)上市公司的重大決策產(chǎn)生外部治理監(jiān)督的作用，機(jī)構(gòu)投資者不僅可以直接監(jiān)督并參與上市公司在海外并購籌劃、進(jìn)行與整合的全過程，還可以有效降低市場與上市公司在海外并購事件上的信息不對(duì)稱程度，推動(dòng)外部投資者正面評(píng)價(jià)上市公司所進(jìn)行的海外并購活動(dòng)?；诖?，本文提出假設(shè)2。

H2：其他條件相同的情況下，上市公司機(jī)構(gòu)投資者持股比例與其發(fā)起的海外并購績效存在正相關(guān)的關(guān)系。

金宇超等（2016）研究表明，相對(duì)于民營企業(yè)，國有企業(yè)管理層的戰(zhàn)略財(cái)務(wù)決策可能會(huì)受到政治晉升和政治關(guān)聯(lián)壓力等因素的影響［31］，代理沖突對(duì)企業(yè)決策的影響在國有企業(yè)中表現(xiàn)得更加復(fù)雜。眾多實(shí)證研究的結(jié)果表明，國有企業(yè)的并購決策受到管理層政治晉升激勵(lì)和影響，國有資本的政策驅(qū)動(dòng)推動(dòng)了國有企業(yè)并購行為的發(fā)生。

因此，在“一帶一路”倡議和“走出去”等一系列產(chǎn)業(yè)政策的推動(dòng)下，處于較差治理環(huán)境的公司管理層可能會(huì)在自利動(dòng)機(jī)的激勵(lì)下進(jìn)行海外并購?fù)顿Y，加快海外并購的完成速度，而相對(duì)忽視并購自身的價(jià)值和項(xiàng)目本身的合理性，進(jìn)而導(dǎo)致較差的并購績效。相對(duì)而言，具有較好的內(nèi)部控制有效性和較高機(jī)構(gòu)投資者持股的企業(yè)則在選擇海外并購標(biāo)的時(shí)更加審慎。由此，本文提出假設(shè)3。

H3：與民營企業(yè)組相比，上市公司內(nèi)部控制有效性、機(jī)構(gòu)投資者持股比例與其發(fā)起的海外并購績效之間的正相關(guān)關(guān)系在國有企業(yè)中更加明顯。

綜上所述，本文的理論分析框架總結(jié)如圖1所示。

圖1 理論框架

表1 模型變量與定義

三、研究設(shè)計(jì)

（一）樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文以2005-2018 年中國上市公司開展并完成的海外并購活動(dòng)為研究對(duì)象，參考Harford（2012）的做法［3］，對(duì)樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行如下預(yù)處理：①刪除ST 類上市公司、金融業(yè)上市公司樣本；②考慮市場交易數(shù)據(jù)的可得性，刪除上市公司以外的樣本樣本；③刪除關(guān)鍵財(cái)務(wù)指標(biāo)缺失的樣本；④排除以短期投資或交易性金融資產(chǎn)持有為目標(biāo)的海外并購活動(dòng)，刪除持股比例小于5%的樣本；⑤由于部分企業(yè)在非交易日發(fā)布海外并購公告，將該類企業(yè)的海外并購事件發(fā)生日調(diào)整為公告后第一個(gè)交易日，同時(shí)刪除在海外并購公告發(fā)布前后3天內(nèi)停牌的樣本；⑥對(duì)于一年內(nèi)發(fā)生多次海外并購的樣本，取當(dāng)年第一次海外并購作為研究對(duì)象。最后得到303組有效的樣本觀測值。

本文所獲取的海外并購時(shí)點(diǎn)和交易信息來源于Wind 上市公司并購重組數(shù)據(jù)庫，內(nèi)部控制指數(shù)來源于迪博（DIB）內(nèi)部控制與風(fēng)險(xiǎn)管理數(shù)據(jù)庫，機(jī)構(gòu)投資者持股和產(chǎn)權(quán)性質(zhì)數(shù)據(jù)來源于Wind 數(shù)據(jù)庫，財(cái)務(wù)杠桿、公司規(guī)模、TobinQ、Roa、公司成立年限和企業(yè)性質(zhì)等控制變量來源于CSMAR 數(shù)據(jù)庫。采用的實(shí)證分析軟件為Stata15，在確定海外并購績效時(shí)使用Matlab進(jìn)行編程。

（二）變量衡量與模型構(gòu)建

本文的被解釋變量為海外并購績效，由事件研究法所計(jì)算的累計(jì)異常收益率進(jìn)行測度。解釋變量為內(nèi)部控制有效性和機(jī)構(gòu)投資者持股比例，分別由迪博（DIB）數(shù)據(jù)庫的內(nèi)部控制指數(shù)和Wind 數(shù)據(jù)庫的機(jī)構(gòu)投資者持股累計(jì)值測度。主要研究變量含義見表1所列。

1.因變量：海外并購市場績效

參考Masulis（2007）［2］、Harford等（2012）［3］的方法，本文以海外并購?fù)瓿晒娴氖状闻度諡槭录l(fā)生日，利用事件研究法計(jì)算海外并購的并購績效。對(duì)于海外并購處于非交易日的研究樣本，本文將事件發(fā)生日調(diào)整為首次公告后的第一個(gè)交易日。對(duì)于事件窗口，本文選定7日和11日作為事件窗口期，即分別衡量海外并購公告日前后3 日和5 日的累計(jì)異常收益率。對(duì)于事件估計(jì)期，本文選定事件窗口前的60 個(gè)交易日為估計(jì)窗口，在此基礎(chǔ)上對(duì)事件窗口期內(nèi)的正常收益率進(jìn)行測算。

本文基于傳統(tǒng)的市場模型對(duì)正常收益率進(jìn)行測算，模型如（1）所示。其中，Ri,t和RM,t分別為個(gè)股和市場指數(shù)在t時(shí)間的日收益率；βi是股票i的收益率對(duì)市場指數(shù)收益率的回歸系數(shù)；εi,t代表回歸殘差。

根據(jù)模型（1）回歸后得到系數(shù)αi和βi，進(jìn)一步根據(jù)模型（2）在事件窗口期內(nèi)計(jì)算預(yù)期正常收益率：

接著計(jì)算每只股票在事件窗口期內(nèi)每日超常收益率ARi,t。根據(jù)模型（3），股票i在第t日的超常收益率為：

最后，本文根據(jù)模型（4），計(jì)算上市公司股票在前后3 日和前后5 日的累積異常收益率CAR，計(jì)算公式為：

2.自變量：內(nèi)部控制有效性和機(jī)構(gòu)投資者持股比例

本文的自變量包括內(nèi)部控制有效性和機(jī)構(gòu)投資者持股比例，分別從內(nèi)外部治理的視角對(duì)上市公司的公司治理有效性進(jìn)行測度。

對(duì)于內(nèi)部控制有效性，本文選取迪博（DIB）內(nèi)部控制與風(fēng)險(xiǎn)管理數(shù)據(jù)庫中的內(nèi)部控制指數(shù)來進(jìn)行測度，其取值范圍在0～1 000 之間。由于因變量海外并購績效的數(shù)值較小，為了更清晰地呈現(xiàn)變量之間的關(guān)系，本文對(duì)內(nèi)部控制指數(shù)進(jìn)行對(duì)數(shù)處理。

對(duì)于機(jī)構(gòu)投資者持股比例，本文基于Wind 數(shù)據(jù)庫中的共同基金、保險(xiǎn)公司、QFII 等機(jī)構(gòu)投資者持股的原始數(shù)據(jù)，將各類機(jī)構(gòu)投資者的持股權(quán)重進(jìn)行加總后對(duì)機(jī)構(gòu)投資者持股比例進(jìn)行測度。

3.控制變量

本文核心研究問題是內(nèi)部控制有效性和機(jī)構(gòu)投資者持股對(duì)海外并購市場績效的影響。為了緩解遺漏變量所導(dǎo)致的內(nèi)生性問題，本文參考余鵬翼和王滿四（2014）［19］、鄧秀媛等（2018）［32］的方法，在研究過程中控制了公司異質(zhì)性因素，選取的控制變量包括財(cái)務(wù)杠桿、企業(yè)規(guī)模、托賓Q值、總資產(chǎn)收益率、企業(yè)年限和產(chǎn)權(quán)性質(zhì)。同時(shí)，本文控制了行業(yè)固定效應(yīng)和年份固定效應(yīng)的影響。

4.實(shí)證模型

為對(duì)主要的研究假設(shè)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，本文構(gòu)建如（5）所示的實(shí)證模型：

被解釋變量為上市公司的海外并購績效，分別為市場績效CAR［-5，5］和CAR［-3，3］，解釋變量為內(nèi)部控制指數(shù)IC和機(jī)構(gòu)投資者持股比例Instituion，控制變量包括財(cái)務(wù)杠桿Lev、公司規(guī)模LnSize、市場估值水平TobinQ、總資產(chǎn)收益率Roa、公司成立年限Age、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)啞變量Soe。

對(duì)于H1 和H2，本文主要關(guān)注α1和α2的系數(shù)值及其顯著性水平，若α1顯著大于0，則H1 成立，若α2顯著大于0，則H2 成立。對(duì)于H3，本文在產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的分組檢驗(yàn)中進(jìn)行探討。

四、實(shí)證研究結(jié)果

（一）描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果與初步檢驗(yàn)

表2報(bào)告了主要研究變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。由表2可知，以7日和11日為事件窗口衡量的海外并購績效均值分別為0.009 5 和0.010 2，而標(biāo)準(zhǔn)差分別為0.071 2 和0.086 7，表明整體來看中國上市公司的海外并購取得了較好的績效，但企業(yè)之間的海外并購績效存在較大的差異。而代表自變量的內(nèi)部控制有效性和機(jī)構(gòu)投資者持股比例的均值則分別為6.206 8 和0.046 5，整體來看機(jī)構(gòu)持股比例較低，對(duì)公司決策的影響有限。

表2 描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

表3展示了變量的相關(guān)系數(shù)，由表3可知，以7日和11日為事件窗口的海外并購績效與內(nèi)部控制指數(shù)的相關(guān)系數(shù)分別為0.139 9和0.090 2，而與機(jī)構(gòu)投資者持股的相關(guān)系數(shù)分別為0.102 8和0.105 0，可以初步看出海外并購績效與代表內(nèi)外部治理的解釋變量之間存在正向的相關(guān)關(guān)系。為避免多重共線性問題對(duì)回歸結(jié)果的影響，本文計(jì)算了各解釋變量和控制變量的方差膨脹因子（VIF）值，發(fā)現(xiàn)系數(shù)均小于5，表明變量之間不存在嚴(yán)重的多重共線性問題，通過OLS估計(jì)的回歸估計(jì)結(jié)果是無偏的。

表3 主要變量的相關(guān)系數(shù)矩陣

為了進(jìn)一步考察治理有效性與海外并購績效的關(guān)系，本文基于自變量的中位數(shù)將樣本空間進(jìn)行劃分，在此基礎(chǔ)上利用均值T檢驗(yàn)對(duì)海外并購市場反應(yīng)進(jìn)行單因素分析，檢驗(yàn)結(jié)果見表4所列。

表4 單變量分組下海外并購績效的均值t檢驗(yàn)

T檢驗(yàn)結(jié)果表明，CAR［-3，3］和CAR［-5，5］在內(nèi)部控制指數(shù)分組下的均值差異分別為0.731 7%和0.474 9%，均在5%的顯著性水平下大于0。而CAR［-3，3］和CAR［-5，5］在機(jī)構(gòu)投資者分組下的均值差異分別為1.139 0%和1.439 1%，對(duì)應(yīng)的顯著性水平分別為0.061和0.042。整體來看，單變量檢驗(yàn)的結(jié)果部分支持了H1和H2。

同時(shí)，本文分別基于Breusch-Pagan 檢驗(yàn)對(duì)變量的異方差問題進(jìn)行診斷，發(fā)現(xiàn)變量存在異方差問題，故本文在進(jìn)行回歸分析時(shí)采用穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤對(duì)顯著性水平進(jìn)行計(jì)算。

（二）基準(zhǔn)回歸分析

表5展示了本文的基準(zhǔn)回歸分析結(jié)果。在表5中，本文分別選取CAR［-3，3］和CAR［-5，5］作為因變量，在控制企業(yè)財(cái)務(wù)特征、年份固定效應(yīng)和行業(yè)效應(yīng)的基礎(chǔ)上分別對(duì)變量之間的相關(guān)關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)。在欄（1）和欄（4）中，本文僅考慮了內(nèi)部控制有效性的影響；在欄（2）和欄（5）中，本文僅考慮了機(jī)構(gòu)投資者持股比例的影響；在欄（3）和欄（6）中，本文則考慮了內(nèi)部控制有效性和機(jī)構(gòu)投資者持股比例的混合影響。

表5 基準(zhǔn)回歸結(jié)果

由表5的欄（1）和欄（4）可知，內(nèi)部控制有效性的系數(shù)值分別為0.007 6和0.006 7，均在5%的顯著性水平下大于0，而在欄（3）和欄（6）中，對(duì)應(yīng)的回歸系數(shù)分別為0.007 8 和0.006 9，分別在1%和5%的顯著性水平下大于0。研究結(jié)果支持了H1，即內(nèi)部控制有效性的提升有助于改善上市公司的海外并購績效。

由表5的欄（2）和欄（5）可知，機(jī)構(gòu)投資者持股比例的回歸系數(shù)分別為0.226 0 和0.315 1，分別在10%和5%的顯著性水平下大于0，而在欄（3）和欄（6）中，機(jī)構(gòu)投資者持股比例的回歸系數(shù)分別為0.232 1 和0.320 3，分別在10%和5%的顯著性水平大于0。研究結(jié)果支持了H2，即機(jī)構(gòu)投資者持股比例的提升有助于改善上市公司的海外并購績效。

基準(zhǔn)回歸的數(shù)據(jù)結(jié)果表明，在控制其他變量和固定效應(yīng)的情況下，內(nèi)部控制有效性和機(jī)構(gòu)投資者持股在改善上市公司海外并購績效方面發(fā)揮了積極的治理作用，內(nèi)部控制有效性強(qiáng)和高機(jī)構(gòu)投資者持股的企業(yè)進(jìn)行海外并購更能得到資本市場的認(rèn)可。研究結(jié)果支持了Harford 等（2012）［3］和Chen 等（2019）［11］的理論在中國資本市場的適用性，即較高的內(nèi)外部治理質(zhì)量能夠有效地改善公司的并購行為，從而推動(dòng)并購績效的提升。

（三）進(jìn)一步分組檢驗(yàn)

考慮國有企業(yè)與民營企業(yè)在決策動(dòng)機(jī)和激勵(lì)機(jī)制方面的異質(zhì)性，本文進(jìn)一步將研究樣本按照產(chǎn)權(quán)性質(zhì)進(jìn)行分組，在此基礎(chǔ)上進(jìn)行回歸分析，數(shù)據(jù)結(jié)果見表6 所列。表6 分別呈現(xiàn)了以CAR［-3，3］和CAR［-5，5］為因變量的回歸結(jié)果，由表6 可知，國有企業(yè)組中內(nèi)部控制有效性的回歸系數(shù)分別為0.009 6 和0.007 8，其對(duì)應(yīng)的t值分別為1.90 和1.76；而在民營企業(yè)組中，內(nèi)部控制有效性的回歸系數(shù)分別為0.005 8 和0.006 0。從系數(shù)的大小來看，內(nèi)部控制有效性在國有企業(yè)中的作用要強(qiáng)于其在民營企業(yè)中的作用，H3 部分得證。

而對(duì)于機(jī)構(gòu)投資者持股比例，國有企業(yè)組中回歸系數(shù)分別為0.420 1 和0.581 2，均在10%的顯著性水平下大于0；而在民營企業(yè)組中，機(jī)構(gòu)投資者持股比例的回歸系數(shù)分別為0.182 0 和0.218 2，對(duì)應(yīng)的t值分別為0.97 和1.00，不能拒絕原假設(shè)。無論是從回歸系數(shù)的大小還是顯著性水平均可以看出，機(jī)構(gòu)投資者持股比例在國有企業(yè)海外并購中發(fā)揮的治理效應(yīng)均強(qiáng)于民營企業(yè)，研究結(jié)果部分支持了H3。

由表6的數(shù)據(jù)結(jié)果可以看出，與民營企業(yè)組相比，上市公司內(nèi)部控制有效性、機(jī)構(gòu)投資者持股比例與其發(fā)起的海外并購績效之間的正相關(guān)關(guān)系在國有企業(yè)中更加明顯，H3得到驗(yàn)證。

表6 產(chǎn)權(quán)性質(zhì)分組檢驗(yàn)結(jié)果

五、穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了提升研究結(jié)論的可靠性，本文對(duì)基準(zhǔn)回歸結(jié)果進(jìn)行了一系列的穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

首先，改變因變量的測度標(biāo)準(zhǔn)，將替換后的因變量帶入基準(zhǔn)回歸模型中進(jìn)行檢驗(yàn)?？紤]回歸結(jié)果對(duì)海外并購績效所選擇的事件窗口的敏感性，本文計(jì)算窗口長度為3日和15日的海外并購績效，并將其帶入回歸模型中進(jìn)行檢驗(yàn)，研究結(jié)果見表7所列。由表7可知，內(nèi)部控制指數(shù)和機(jī)構(gòu)投資者持股的回歸系數(shù)、顯著性水平與表5 相差較小，數(shù)據(jù)結(jié)果基本支持H1和H2，表明本文的研究結(jié)論是比較穩(wěn)健的。

表7 替換因變量檢驗(yàn)結(jié)果

續(xù)表7

其次，考慮研究結(jié)果可能受到樣本選擇偏差的影響，本文采用Heckman兩階段模型對(duì)回歸結(jié)果進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。第一階段，以主要控制變量為自變量，分別以內(nèi)部控制指數(shù)和機(jī)構(gòu)投資者持股為因變量；第二階段，將逆米爾斯比率（IMR）加入回歸模型當(dāng)中，通過觀察IMR的系數(shù)和顯著性水平判斷樣本選擇偏差是否存在。由于篇幅有限，本文僅匯報(bào)Heckman兩階段模型的第二階段結(jié)果，實(shí)證結(jié)果見表8和表9所列。

由表8可知，以CAR［-3，3］和CAR［-5，5］為因變量，逆米爾斯比率（IMR）的回歸系數(shù)分別為-0.133 和0.042，其對(duì)應(yīng)的顯著性水平分別為-0.359 和0.186，表明本研究不存在樣本選擇問題，本文關(guān)于內(nèi)部控制有效性的檢驗(yàn)結(jié)果基本是穩(wěn)健的。

表8 Heckman第二階段檢驗(yàn)結(jié)果（內(nèi)部控制有效性）

由表9可知，以CAR［-3，3］和CAR［-5，5］為因變量，逆米爾斯比率（IMR）的回歸系數(shù)分別為0.074 和0.052，其對(duì)應(yīng)的顯著性水平分別為1.231和0.789，表明樣本選擇問題并不存在，本文關(guān)于機(jī)構(gòu)投資者持股的檢驗(yàn)結(jié)果基本是穩(wěn)健的。

表9 Heckman第二階段檢驗(yàn)結(jié)果（機(jī)構(gòu)投資者持股）

六、結(jié)論與展望

本文以2005-2018年中國企業(yè)的303起海外并購為研究樣本，基于內(nèi)部控制有效性和機(jī)構(gòu)投資者持股的研究視角，采用實(shí)證方法分析影響海外并購成功交易的績效。研究發(fā)現(xiàn)：第一，在我國企業(yè)進(jìn)行海外并購交易中，并購績效與市場表現(xiàn)均顯著為正；第二，公司內(nèi)部控制有效性的提升可以顯著提升我國企業(yè)海外并購的績效；第三，機(jī)構(gòu)投資者持股比例越高，我國企業(yè)海外并購的績效越好；第四，公司內(nèi)部控制有效性、機(jī)構(gòu)投資者持股比例與其發(fā)起的海外并購績效之間的正相關(guān)關(guān)系在國有企業(yè)中更加明顯。

基于研究結(jié)果，本文提出以下建議：

首先，本文結(jié)果表明我國企業(yè)在進(jìn)行海外并購實(shí)現(xiàn)企業(yè)的中長期戰(zhàn)略目標(biāo)的同時(shí)，并購績效顯著為正。這一結(jié)果表明企業(yè)海外并購在我國資本市場中形成正向效應(yīng)，而我國資本市場則由投機(jī)主導(dǎo)的投資方式向價(jià)值投資的方式進(jìn)行轉(zhuǎn)變。

其次，在“一帶一路”倡議政策支持下，中國企業(yè)應(yīng)積極提升自身的內(nèi)部控制有效性以實(shí)施海外并購這一重要企業(yè)決策，進(jìn)而提升并購績效，最終實(shí)現(xiàn)企業(yè)中長期戰(zhàn)略目標(biāo)。

最后，本文的研究對(duì)政府監(jiān)管機(jī)構(gòu)和機(jī)構(gòu)投資者也有一定的指導(dǎo)作用，政府監(jiān)管機(jī)構(gòu)應(yīng)當(dāng)支持并鼓勵(lì)機(jī)構(gòu)投資者積極參與上市公司的運(yùn)營與治理，進(jìn)而在實(shí)施海外并購等公司重大戰(zhàn)略時(shí)發(fā)揮正向作用以提高并購績效。