控制權(quán)轉(zhuǎn)移與“賣方”老股東治理：誰阻礙了管理層留任

○ 王 艷 何竺虔 徐淑芳 羅 莉

引言

作為資本市場的重要組成部分及公司外部治理的重要機(jī)制，完善的控制權(quán)市場在監(jiān)督并激勵(lì)管理層提高經(jīng)營業(yè)績方面發(fā)揮著重要作用。股權(quán)協(xié)議轉(zhuǎn)讓是控制權(quán)轉(zhuǎn)移的最主要方式，受《公司法》規(guī)定持股比例達(dá)到30%時(shí)要觸發(fā)要約收購、收購方資金不充裕和目標(biāo)公司控制人為了“東山再起”以轉(zhuǎn)讓股份和表決權(quán)相結(jié)合的方式轉(zhuǎn)讓控制權(quán)等因素的影響，買方股東僅收購賣方股東的大部分股權(quán)就可以獲得控制權(quán)，賣方股東由于保留了公司的少部分股權(quán)，控制權(quán)轉(zhuǎn)移后仍會(huì)以中小股東身份存續(xù)在企業(yè)中。在新的股權(quán)結(jié)構(gòu)下，隨著“賣方”從大股東轉(zhuǎn)變?yōu)橹行」蓶|，買方大股東是否允許“賣方”老股東（轉(zhuǎn)變?yōu)橹行」蓶|）在公司治理中發(fā)揮作用，如果允許，“賣方”老股東會(huì)發(fā)揮什么作用及如何發(fā)揮作用值得研究。同時(shí)，隨著國有企業(yè)混合所有制改革的深入和民營企業(yè)公司治理水平的逐步提高，越來越多的公司按照現(xiàn)代企業(yè)制度從市場直接選聘職業(yè)經(jīng)理人組建管理團(tuán)隊(duì)，促進(jìn)企業(yè)可持續(xù)發(fā)展。Jensen等[1]發(fā)現(xiàn)，若管理層追求個(gè)人私利而背離股東價(jià)值最大化目標(biāo)，導(dǎo)致經(jīng)營業(yè)績下降，股東將不再支持和信任管理層，公司就容易成為控制權(quán)市場上的交易對(duì)象，低效率的管理層在公司控制權(quán)轉(zhuǎn)讓后也會(huì)被接管。[2]Easterwood[3]發(fā)現(xiàn)，管理層會(huì)通過向上盈余管理傳遞管理有效率的信號(hào)，降低自己在控制權(quán)轉(zhuǎn)移后被接管的風(fēng)險(xiǎn)。[4]Ben-Amar等認(rèn)為，[5]控制權(quán)轉(zhuǎn)移中的代理問題會(huì)變得更加突出，管理層可能利用自己的信息不對(duì)稱優(yōu)勢(shì)進(jìn)行機(jī)會(huì)主義盈余管理，在控制權(quán)轉(zhuǎn)移前通過向下盈余管理幫助買方減少收購成本，在控制權(quán)轉(zhuǎn)移后通過向上盈余管理美化控制權(quán)轉(zhuǎn)移效率。在買賣雙方的控制權(quán)交易中，目標(biāo)公司的盈余信息是交易定價(jià)的基礎(chǔ)，管理層作為理性經(jīng)濟(jì)人，可能利用代理人獨(dú)有的信息資源，通過盈余管理影響交易公平，瓜分股東財(cái)富以滿足自利需求。[6]Lefanowicz等[7]研究了控制權(quán)轉(zhuǎn)移對(duì)職業(yè)經(jīng)理人市場的影響，發(fā)現(xiàn)控制權(quán)轉(zhuǎn)移后管理層難以找到同質(zhì)同薪的工作，這使管理層有動(dòng)機(jī)與買方合作，犧牲賣方利益以換取自身的留任福利。Morck等[8]針對(duì)管理層持股研究了公司內(nèi)部治理的作用機(jī)制，發(fā)現(xiàn)當(dāng)管理層的持股比例達(dá)到25%時(shí)，他們會(huì)對(duì)并購和管理層被接管等外部沖擊產(chǎn)生免疫力，可以緩解控制權(quán)轉(zhuǎn)移中的第一類代理問題。[9-11]但在我國IPO核準(zhǔn)制背景下，[12]買方收購上市公司可能更多是為了獲得上市資格，而企業(yè)的經(jīng)營業(yè)績可能并不是評(píng)價(jià)和接替管理層的最主要?jiǎng)右?，因而可能滋生管理層與買方合謀壓價(jià)以實(shí)現(xiàn)繼續(xù)留任的自利動(dòng)機(jī)。如果管理層與買方合謀成功，通過降低控制權(quán)轉(zhuǎn)讓價(jià)格和犧牲“賣方”利益實(shí)現(xiàn)了留任，存續(xù)在企業(yè)中的“賣方”老股東能否通過有效的公司治理機(jī)制阻止自利管理層持續(xù)留任需深入探討。

基于現(xiàn)實(shí)需求和理論缺口，本文以2000-2017年發(fā)生控制權(quán)轉(zhuǎn)移的A股上市公司為樣本，根據(jù)我國IPO核準(zhǔn)制特點(diǎn)將控制權(quán)轉(zhuǎn)移定價(jià)分為名義定價(jià)、真實(shí)定價(jià)和扣除上市殼資源價(jià)值的股東權(quán)益定價(jià)，通過鑒別機(jī)會(huì)主義盈余管理與各類控制權(quán)轉(zhuǎn)移定價(jià)的關(guān)系，找到控制權(quán)轉(zhuǎn)移前負(fù)向盈余管理和控制權(quán)轉(zhuǎn)移后管理層留任的中介變量。通過考察有“賣方”老股東存續(xù)的非控股股東治理對(duì)核心管理層留任的抑制效應(yīng)，分析內(nèi)部公司治理對(duì)不完善外部公司治理的替代作用。研究發(fā)現(xiàn)，在我國IPO嚴(yán)格管制、核心管理層從職業(yè)經(jīng)理人市場選聘而不是由大股東委派、股權(quán)激勵(lì)政策實(shí)施效果仍不足、在股權(quán)轉(zhuǎn)讓方案中買方有美化控制權(quán)轉(zhuǎn)移效率需求等的制度背景下，控制權(quán)轉(zhuǎn)移前目標(biāo)公司的市場選聘類核心管理層會(huì)進(jìn)行顯著的負(fù)向盈余管理，且該行為降低了賣方的股東權(quán)益價(jià)值，使賣方獲得了名義上的溢價(jià)實(shí)際上的折價(jià)?？鄢龤べY源價(jià)值后，賣方獲得的基于股東權(quán)益價(jià)值的真實(shí)溢價(jià)越低，核心管理層事后的留任比例越大；扣除“殼價(jià)值”的控制權(quán)真實(shí)溢價(jià)，在市場選聘類核心管理層通過負(fù)向盈余管理與買方“合謀”實(shí)現(xiàn)留任的路徑中具有完全中介作用。研究還表明，控制權(quán)轉(zhuǎn)移后，包含“賣方”老股東的非控股股東治理在該路徑中起反向調(diào)節(jié)作用，這會(huì)使市場選聘類核心管理層通過與買方合謀壓價(jià)以實(shí)現(xiàn)留任的合謀路徑失效。

本文從以下三個(gè)方面構(gòu)成對(duì)已有文獻(xiàn)的補(bǔ)充。第一，王克敏等[13]也探討了控制權(quán)轉(zhuǎn)移公司高管為應(yīng)對(duì)離職風(fēng)險(xiǎn)而與買方合謀的策略及后果，但本文與其存在明顯差別。首先，在研究內(nèi)容上，該研究未考慮我國IPO核準(zhǔn)制背景下，控制權(quán)交易價(jià)格中包含的股東權(quán)益價(jià)值和由于IPO管制所帶來的殼資源價(jià)值影響，本文在IPO核準(zhǔn)制背景下，以市場選聘類核心管理層面臨被接管風(fēng)險(xiǎn)為切入點(diǎn)，沿控制權(quán)交易事件的事前、事中和事后時(shí)間軸展開研究，發(fā)現(xiàn)管理層的負(fù)向盈余管理行為僅僅作用于扣除殼價(jià)值的控制權(quán)轉(zhuǎn)移真實(shí)溢價(jià)，厘清了管理層機(jī)會(huì)主義盈余管理的作用邊界。其次，在研究方法上，本文運(yùn)用中介效應(yīng)模型，對(duì)控制權(quán)轉(zhuǎn)移中核心管理層留任的動(dòng)機(jī)、策略與后果進(jìn)行了完整的路徑分析，揭示了控制權(quán)轉(zhuǎn)移公司的市場選聘類核心管理層為避免被接管，與買方合謀降低控制權(quán)交易價(jià)格以換取留任的完整路徑。最后，該研究未對(duì)控制權(quán)轉(zhuǎn)移樣本的選擇性偏誤和遺漏變量等內(nèi)生性問題做深入探討和解決，本文一方面加入遺漏變量進(jìn)行交互效應(yīng)檢驗(yàn)，另一方面將傾向得分匹配法（PSM）與Heckman兩階段模型相結(jié)合，以管理層籍貫地區(qū)的人口教育水平和控制權(quán)轉(zhuǎn)移前目標(biāo)公司的管理層權(quán)力為工具變量（IV），較好地解決了控制權(quán)轉(zhuǎn)移模型的樣本選擇性偏誤問題。

第二，大量研究表明，內(nèi)部公司治理與控制權(quán)市場的外部公司治理之間存在互補(bǔ)效應(yīng)，[8-10]然而，本研究發(fā)現(xiàn)，在我國IPO核準(zhǔn)制下，控制權(quán)市場作為外部公司治理機(jī)制并不完善，針對(duì)管理層和買方合謀所帶來的第二類代理問題，在控制權(quán)轉(zhuǎn)移后的實(shí)驗(yàn)場景中，本文通過構(gòu)建由“賣方”老股東、機(jī)構(gòu)投資者和股權(quán)制衡所形成的非控股股東治理結(jié)構(gòu)，分析非控股股東治理機(jī)制對(duì)自利管理層留任的抑制作用，為內(nèi)部公司治理與外部公司治理之間存在著替代效應(yīng)而非互補(bǔ)效應(yīng)提供了新的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)，王克敏等[13]的研究也探討了控制權(quán)市場外部公司治理機(jī)制不完善所導(dǎo)致的管理層機(jī)會(huì)主義盈余管理行為，但并未探析針對(duì)不完善外部公司治理的彌補(bǔ)機(jī)制。本文運(yùn)用帶調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)模型構(gòu)建了包含“賣方”老股東的非控股股東治理結(jié)構(gòu)，并通過選點(diǎn)法下的正負(fù)標(biāo)準(zhǔn)差和Bootstrap非線性模型，就非控股股東治理阻止管理層留任的作用大小和范圍進(jìn)行了合理的界定，為規(guī)范上市公司控制權(quán)轉(zhuǎn)移行為和完善非控股股東治理機(jī)制提供了理論支持和實(shí)踐依據(jù)。

第三，本文的發(fā)現(xiàn)對(duì)我國企業(yè)上市制度由核準(zhǔn)制向注冊(cè)制改革也有一定的參考價(jià)值。首先，通過提高公司治理質(zhì)量構(gòu)建完善的投資者保護(hù)機(jī)制，可以為我國企業(yè)上市注冊(cè)制實(shí)施提供一定的決策參考。其次，隨著公司發(fā)行證券上市注冊(cè)制改革的全面推行，控制權(quán)轉(zhuǎn)移的首要目的將不再是獲取上市殼資源，而控制權(quán)交易市場也將逐步體現(xiàn)公司外部治理的效能，對(duì)管理層業(yè)績進(jìn)行持續(xù)、公開、透明的評(píng)價(jià)，形成優(yōu)秀職業(yè)經(jīng)理人保護(hù)機(jī)制刻不容緩。同時(shí)，企業(yè)上市注冊(cè)制改革會(huì)使上市公司控制權(quán)交易常態(tài)化，控制權(quán)轉(zhuǎn)移會(huì)帶來新舊股東的更替，當(dāng)“賣方”老股東轉(zhuǎn)變?yōu)橹行」蓶|時(shí)，新控股股東應(yīng)適當(dāng)?shù)厝斡谩百u方”老股東，使其在治理層中發(fā)揮積極作用，促使新老股東形成命運(yùn)共同體，共謀第一類代理問題和第二類代理問題的解決方案，以促進(jìn)企業(yè)更優(yōu)質(zhì)的高效發(fā)展。

一、理論分析與研究假設(shè)

1.管理層機(jī)會(huì)主義盈余管理與控制權(quán)轉(zhuǎn)移溢價(jià)

控制權(quán)市場理論認(rèn)為控制權(quán)市場是通過外部公司治理來淘汰低效率的管理層，且會(huì)計(jì)盈余是評(píng)價(jià)管理層效率的重要信息，[13]在控制權(quán)轉(zhuǎn)移視角下，會(huì)計(jì)盈余信息不僅與公司變革相關(guān)，也與管理層職業(yè)生涯變遷聯(lián)系緊密。[14]21世紀(jì)以來，在我國A股上市的公司主要采用核準(zhǔn)制，[12]證監(jiān)會(huì)對(duì)新股發(fā)行的管制使許多企業(yè)轉(zhuǎn)而購買上市公司控制權(quán)以實(shí)現(xiàn)間接上市，基于管理層經(jīng)營效率低下而發(fā)生的控制權(quán)交易事件較少，面對(duì)控制權(quán)轉(zhuǎn)讓帶來的被接管風(fēng)險(xiǎn)，管理層的機(jī)會(huì)主義盈余管理動(dòng)機(jī)也可能偏離經(jīng)營效率目標(biāo)。[13]除了配合新控股股東美化控制權(quán)轉(zhuǎn)移效率外，管理層還可能利用委托代理關(guān)系與信息不對(duì)稱優(yōu)勢(shì)，與買方合謀通過負(fù)向盈余管理降低控制權(quán)交易價(jià)格，減少自己在公司控制權(quán)轉(zhuǎn)讓后的離職風(fēng)險(xiǎn)。[15]Grossman等[16]指出，控制權(quán)是一種股東權(quán)益，更是從股東所有權(quán)中派生出來的經(jīng)濟(jì)性權(quán)利，擁有排他性利用公司資產(chǎn)從事投資和市場營運(yùn)的決策權(quán)。[17]在控制權(quán)交易中，買賣雙方由于經(jīng)營能力、風(fēng)險(xiǎn)偏好和樂觀程度不同，對(duì)目標(biāo)公司的價(jià)值估計(jì)有所差異，這種差異正是控制權(quán)交易的基礎(chǔ)，因?yàn)橹挥须p方都感到有利可圖，交易才能達(dá)成。[18]這為管理層進(jìn)行機(jī)會(huì)主義盈余管理創(chuàng)造了條件，在控制權(quán)轉(zhuǎn)移前，管理層利用自己的獨(dú)特信息優(yōu)勢(shì)，通過負(fù)向盈余管理使賬面盈余低于真實(shí)盈余水平，在控制權(quán)轉(zhuǎn)移價(jià)格衡量中，由于賬面盈余水平低、股東收益下降，控制權(quán)交易價(jià)格基準(zhǔn)評(píng)估值偏低，這樣就容易構(gòu)建滿足賣方“高價(jià)賣出”利益訴求的控制權(quán)名義溢價(jià)。同時(shí)，管理層將真實(shí)盈余信息傳遞給買方，幫助買方衡量出控制權(quán)真實(shí)溢價(jià)，滿足買方“低價(jià)買入”利益訴求。[13]

在我國，嚴(yán)格的企業(yè)上市核準(zhǔn)制使上市公司成為了“殼”資源，上市公司控制權(quán)收益還包含著上市“殼”資源價(jià)值擁有權(quán)。屈源育等[19]認(rèn)為，中國的上市公司的企業(yè)價(jià)值中都包含著一部分“殼價(jià)值”，“殼價(jià)值”與二級(jí)股票市場投資者的判斷、宏觀政策沖擊和企業(yè)性質(zhì)等外部因素關(guān)系密切。由此本文認(rèn)為，盈余管理基于管理層內(nèi)部信息優(yōu)勢(shì)產(chǎn)生，管理層通過機(jī)會(huì)主義盈余管理粉飾控制權(quán)轉(zhuǎn)讓價(jià)格的作用可能有限，[13]將控制權(quán)轉(zhuǎn)讓價(jià)格分為名義價(jià)格、剔除盈余管理的真實(shí)價(jià)格、剔除盈余管理和“殼價(jià)值”的真實(shí)價(jià)格，可以識(shí)別機(jī)會(huì)主義盈余管理究竟會(huì)影響哪種控制權(quán)轉(zhuǎn)讓價(jià)格，進(jìn)而，可能出現(xiàn)兩種結(jié)果：第一，會(huì)計(jì)盈余是控制權(quán)轉(zhuǎn)讓價(jià)格的測(cè)算基礎(chǔ)，[13,20]管理層可以利用信息優(yōu)勢(shì)進(jìn)行機(jī)會(huì)主義盈余管理，使控制權(quán)轉(zhuǎn)讓價(jià)格“名溢實(shí)折”。第二，雖然會(huì)計(jì)盈余是控制權(quán)轉(zhuǎn)讓價(jià)格的測(cè)算基礎(chǔ)，管理層只能利用企業(yè)內(nèi)部信息進(jìn)行機(jī)會(huì)主義盈余管理，其作用邊界僅僅是股東權(quán)益價(jià)值，難以對(duì)與外部因素密切相關(guān)的“殼價(jià)值”產(chǎn)生影響，[19]管理層的負(fù)向盈余管理會(huì)使扣除“殼價(jià)值”的控制權(quán)轉(zhuǎn)讓價(jià)格“名溢實(shí)折”?；诖?，本文提出以下兩個(gè)研究假設(shè)：

H1a：在其他條件一定的情況下，較控制權(quán)轉(zhuǎn)移名義溢價(jià)而言，目標(biāo)公司負(fù)向盈余管理越嚴(yán)重，控制權(quán)轉(zhuǎn)移真實(shí)溢價(jià)越低

H1b：在其他條件一定的情況下，較控制權(quán)轉(zhuǎn)移名義溢價(jià)而言，目標(biāo)公司負(fù)向盈余管理越嚴(yán)重，扣除“殼價(jià)值”的控制權(quán)轉(zhuǎn)移真實(shí)溢價(jià)越低

2.控制權(quán)轉(zhuǎn)移溢價(jià)與管理層留任

Morck等[8]圍繞控制權(quán)轉(zhuǎn)移中買賣雙方的財(cái)富效應(yīng)展開研究，發(fā)現(xiàn)除買賣雙方外，管理層在控制權(quán)轉(zhuǎn)移過程中擔(dān)任重要的角色，他們擁有選擇合作伙伴和談判定價(jià)等權(quán)利。Cotter等[21]在控制權(quán)轉(zhuǎn)讓交易研究場景中嵌入管理層利益，發(fā)現(xiàn)管理層會(huì)衡量自身財(cái)富的變化，當(dāng)預(yù)期財(cái)富增加時(shí)，他們會(huì)減少交易抵制，并促進(jìn)交易成功。Hartzell等[22]的研究表明，并購后目標(biāo)公司管理層有接受離職補(bǔ)償和繼續(xù)留任兩種選擇，相比接受離職補(bǔ)償，管理層更愿意留任，Lefanowicz等[7]發(fā)現(xiàn)離職后管理層的再就業(yè)前景并不樂觀。因此，從市場選聘的管理層希望控制權(quán)轉(zhuǎn)移后繼續(xù)留任，在控制權(quán)轉(zhuǎn)讓交易中，他們會(huì)選擇友善交易方案并促使交易成功。Cotter等[21]認(rèn)為能夠?qū)崿F(xiàn)控制權(quán)溢價(jià)預(yù)期的交易方案最佳，管理層為了實(shí)現(xiàn)留任，在談判中會(huì)選擇高溢價(jià)方案來滿足賣方的利益訴求，并通過分析友善交易可能給買方帶來的超額市場報(bào)酬（Abnormal Returns）等綜合財(cái)富效應(yīng)，使買方以財(cái)富效應(yīng)最大化目標(biāo)對(duì)交易方案進(jìn)行評(píng)判并最終選擇接受交易。

然而，面對(duì)控制權(quán)轉(zhuǎn)移后的被接管風(fēng)險(xiǎn)，管理層可能不滿足于僅僅在交易談判中實(shí)施友善交易方案促進(jìn)交易成功，根據(jù)本文的分析邏輯，在我國IPO核準(zhǔn)制背景下，核心管理層進(jìn)行機(jī)會(huì)主義盈余管理，除了幫助買方美化控制權(quán)轉(zhuǎn)移效率之外，更可能立足于自身利益選擇與買方合謀，通過壓低控制權(quán)轉(zhuǎn)移價(jià)格使買方受益來換取留任。與機(jī)會(huì)主義盈余管理的作用邊界相匹配，管理層留任可能存在兩條路徑：一是目標(biāo)公司核心管理層會(huì)利用自己獨(dú)特的信息優(yōu)勢(shì)進(jìn)行機(jī)會(huì)主義盈余管理，通過粉飾名義上溢價(jià)而真實(shí)上折價(jià)的控制權(quán)轉(zhuǎn)移價(jià)格，同時(shí)滿足賣方“溢價(jià)賣出”和買方“折價(jià)買入”的利益訴求，促使控制權(quán)轉(zhuǎn)讓交易友善且順利完成，實(shí)現(xiàn)留任。二是目標(biāo)公司核心管理層利用企業(yè)內(nèi)部信息優(yōu)勢(shì)，通過粉飾控制權(quán)轉(zhuǎn)讓中的股東權(quán)益價(jià)值，壓低扣除“殼價(jià)值”的控制權(quán)轉(zhuǎn)移真實(shí)溢價(jià)，達(dá)到留任目的。基于此，本文提出如下假設(shè)：

H2a：在其他條件一定的情況下，較控制權(quán)轉(zhuǎn)移名義溢價(jià)而言，控制權(quán)轉(zhuǎn)移的真實(shí)溢價(jià)越低，目標(biāo)公司核心管理層在控制權(quán)轉(zhuǎn)移后留任的比例越高

H2b：在其他條件一定的情況下，較控制權(quán)轉(zhuǎn)移名義溢價(jià)而言，扣除“殼價(jià)值”的控制權(quán)轉(zhuǎn)移真實(shí)溢價(jià)越低，目標(biāo)公司核心管理層在控制權(quán)轉(zhuǎn)移后留任的比例越高

二、研究設(shè)計(jì)

1.樣本選擇

參考徐曉東等的研究，[17]本文將控制權(quán)轉(zhuǎn)移定義為第一大股東發(fā)生變更，以2000-2017年第一大股東發(fā)生變更的A股上市公司為研究樣本。2000年3月，中國證監(jiān)會(huì)規(guī)定我國證券發(fā)行由審批制過渡到核準(zhǔn)制，因此研究起點(diǎn)是2000年；本文考察了企業(yè)控制權(quán)轉(zhuǎn)移后兩年管理層的留任情況，實(shí)質(zhì)上的研究期間為2000-2019年。樣本選擇的依據(jù)為：第一大股東發(fā)生變更樣本2457個(gè)，剔除發(fā)生多次控制權(quán)變更的樣本672個(gè)，剔除金融保險(xiǎn)行業(yè)樣本23個(gè)，剔除發(fā)生控制權(quán)交易具有關(guān)聯(lián)方關(guān)系的樣本302個(gè)，剔除ST的樣本198個(gè)，剔除轉(zhuǎn)讓殼資源的樣本305個(gè)，①剔除控股股東擔(dān)任核心管理層職位及核心管理層并非來源于市場選聘的樣本295個(gè)，剔除存在缺失值的樣本160個(gè)，最終得到有效樣本502個(gè)。

發(fā)生控制權(quán)轉(zhuǎn)移的公司及其股權(quán)轉(zhuǎn)讓相關(guān)數(shù)據(jù)來自中國經(jīng)濟(jì)金融數(shù)據(jù)庫（CCER）和國泰安金融數(shù)據(jù)庫（CSMAR）。除股權(quán)分置改革等虛擬變量外，對(duì)所有連續(xù)變量都進(jìn)行了上下1%的Winsorize縮尾處理。數(shù)據(jù)處理軟件為SAS9.4和STATA15。

2.模型設(shè)立與變量說明

（1）盈余管理與控制權(quán)轉(zhuǎn)移溢價(jià)回歸分析

首先，參考已有研究，[13]建立模型（1）檢驗(yàn)假設(shè)H1a和H1b：

其中，解釋變量為盈余管理Dacc，根據(jù)Dechow等[23]的修正Jones模型計(jì)算，取第i家公司第t-1年的值。被解釋變量Premium為控制權(quán)轉(zhuǎn)移溢價(jià)，與Barclay等[20]方法不同，②基于我國證券市場獨(dú)有特點(diǎn)，③用目標(biāo)公司控制權(quán)轉(zhuǎn)移的價(jià)格相對(duì)于每股凈資產(chǎn)的溢價(jià)程度予以衡量，[23,24]且分別用控制權(quán)轉(zhuǎn)移名義溢價(jià)Ln_nameP、真實(shí)溢價(jià)Ln_realP及扣除“殼價(jià)值”的真實(shí)溢價(jià)Ln_shell來測(cè)度，其中：① Ln_nameP通過Ln_nameP=log(TransferPi,t/EPSi,t-1）計(jì)算，TransferPi,t為控制權(quán)轉(zhuǎn)移每股價(jià)格，EPSi,t-1為第t-1年年報(bào)披露的凈資產(chǎn)，為Equity（所有者權(quán)益賬面價(jià)值）與普通股股數(shù)之比。② Ln_realP通過Ln_realP=log(TransferPi,t/REPSi,t-1）計(jì)算，TransferPi,t定義同上，REPSi,t-1為第t-1年的每股實(shí)際凈資產(chǎn)，通過第t年的Equity（所有者權(quán)益賬面價(jià)值）與Dacct×TAt–1（第t年的盈余管理×第t-1年的總資產(chǎn)值）的差額除以第t年末普通股股數(shù)計(jì)算。③ Ln_shell通過Ln_shell=log[(TransferPi,t-ShellPi,t）/REPSi,t-1]計(jì)算，TransferPi,t和REPSi,t-1定義同上，ShellPi,t為“殼價(jià)值”，參考屈源育等和Lee等，[19,25]具體計(jì)算過程如下：

首先，以2000-2017年的控制權(quán)轉(zhuǎn)移A股上市公司為樣本，通過模型（2）估計(jì)控制權(quán)轉(zhuǎn)移中實(shí)現(xiàn)的“殼價(jià)值”（SV）：

其中，LnSV是借殼交易中實(shí)現(xiàn)的“殼價(jià)值”的對(duì)數(shù)，通過公式SV=(MVCE×SFS）-OC計(jì)算再取對(duì)數(shù)，MVCE為控制權(quán)轉(zhuǎn)移交易信息宣布時(shí)公司的市場價(jià)值，SFS為目標(biāo)公司所有者最終獲得的公司控制權(quán)轉(zhuǎn)移后的股權(quán)比例，OC為目標(biāo)公司的轉(zhuǎn)讓價(jià)值。LnMV為市值對(duì)數(shù)，(LnMV）2為市值對(duì)數(shù)的二次項(xiàng)，用于控制SV與MV可能存在的非線性關(guān)系。SOE是上市公司是否為國企的虛擬變量，是取1，否則取0；Cash為現(xiàn)金持有率，是目標(biāo)公司控制權(quán)轉(zhuǎn)移前一年的現(xiàn)金持有量與期末資產(chǎn)總額之比；ROE為凈資產(chǎn)收益率，是目標(biāo)公司控制權(quán)轉(zhuǎn)移前一年的凈利潤與股東權(quán)益之比；Shrcr為目標(biāo)公司控制權(quán)轉(zhuǎn)移前一年的第一大股東持股比例。

其次，以2000-2017年的A股上市公司為樣本，通過模型（3）估計(jì)控制權(quán)轉(zhuǎn)移公司被借殼的概率Pr：

其中，Shell為上市公司在第t年是否進(jìn)行控制權(quán)轉(zhuǎn)移交易的虛擬變量，是為1，否則為0，控制權(quán)轉(zhuǎn)移交易的判斷方法與前文樣本選擇所用方法一致。Size為公司第t-1年期末資產(chǎn)總額的對(duì)數(shù)；OP為經(jīng)營利潤率，是公司第t-1年的營業(yè)利潤與全部業(yè)務(wù)收入總額之比；ST為公司第t-1年是否被ST處理的虛擬變量，是為1，否為0；Ipo_reject代表IPO和管理政策的松緊，等于第t-1年的[1-(通過IPO審核的企業(yè)數(shù)量/上會(huì)的總企業(yè)數(shù)量）]的自然對(duì)數(shù)；Insider為公司第t-1年的高管持股比例。

最后，通過公式ESV=(SV×Pr）計(jì)算得到控制權(quán)轉(zhuǎn)移公司的期望“殼價(jià)值”，即為Ln_shell計(jì)算中所需要用到的“殼價(jià)值”。

對(duì)應(yīng)H1a和H1b，本文預(yù)期Dacc對(duì)Ln_realP或Ln_shell的回歸系數(shù)β1顯著為正。

（2）控制權(quán)轉(zhuǎn)移溢價(jià)與核心管理層留任回歸分析

為檢驗(yàn)假設(shè)H2a和H2b，本文建立了模型（4）：

其中，Retention為被解釋變量，表示核心管理層總經(jīng)理CEO和財(cái)務(wù)總監(jiān)CFO的留任比例。④首先，根據(jù)高管簡歷中的歷任職位信息，手工查找企業(yè)CEO和CFO歷任工作單位的性質(zhì)，對(duì)于國有企業(yè)的高管，參考楊志強(qiáng)等的研究，[27]若高管曾于民營或外資企業(yè)任職，視為“市場化選聘高管”，若其就職單位均為國有企業(yè)或行政事業(yè)單位，則不視為“市場化選聘高管”，予以刪除；對(duì)于民營企業(yè)的高管，參考李歡等的研究，[28]查閱上市公司招股說明書中“董事、監(jiān)事、高級(jí)管理人員與其他核心人員相互之間的親屬關(guān)系”，并對(duì)照上市后每年公司年報(bào)中披露的“董事、監(jiān)事和高級(jí)管理人員”信息，判斷區(qū)分CEO和CFO是否為大股東關(guān)聯(lián)方，如果是，則不視為“市場化選聘高管”，予以刪除，對(duì)上市后公司高級(jí)執(zhí)行層中的新成員，通過巨潮咨詢和新浪財(cái)經(jīng)等網(wǎng)站、百度搜索及公司其他公開信息查詢其與實(shí)際控制人之間的關(guān)聯(lián)方關(guān)系進(jìn)而判斷是否為關(guān)聯(lián)方，對(duì)于關(guān)聯(lián)方CEO和CFO的名單予以刪除。接下來，對(duì)比目標(biāo)公司上述“市場化選聘高管”CEO和CFO的名單變動(dòng)情況計(jì)算核心管理層留任比例，具體計(jì)算方法為：控制權(quán)轉(zhuǎn)移前第t-1年任CEO或CFO的高管在控制權(quán)轉(zhuǎn)移后第t+2年公司公布的高管名單內(nèi)定義為1，否則為0，每家公司CEO和CFO分?jǐn)?shù)總和與總分2之比即為核心管理層留任比例。Premium為解釋變量，即控制權(quán)轉(zhuǎn)移溢價(jià)，沿用模型（1）中的Ln_nameP、Ln_realP和Ln_shell分別測(cè)量。對(duì)應(yīng)H2a和H2b，本文預(yù)期Ln_realP或Ln_shell對(duì)Retention的回歸系數(shù)γ1顯著為負(fù)。

模型（4）的控制變量同模型（1），均為股權(quán)分置改革（Reform）、市場時(shí)機(jī)（MB）、控制權(quán)轉(zhuǎn)移效率（ΔTobin_Q）、IPO拒絕率（Ipo_reject）、公司年齡（Age）、公司規(guī)模（Size）、管理層聲譽(yù)（Reputation）和高管持股比例（MSH），控制變量定義詳見表1。

表1 控制變量定義表

三、實(shí)證結(jié)果與分析

1.描述性統(tǒng)計(jì)分析

樣本期間共有3522家公司發(fā)生股權(quán)轉(zhuǎn)讓，其中因股權(quán)轉(zhuǎn)讓而發(fā)生控制權(quán)轉(zhuǎn)移的公司為502個(gè)，包括88.25%的公司以低于50%股權(quán)比例轉(zhuǎn)讓了控制權(quán)，表明控制權(quán)轉(zhuǎn)移事件大部分發(fā)生在股權(quán)比較分散的公司中。受篇幅限制，樣本公司股權(quán)轉(zhuǎn)讓統(tǒng)計(jì)表、主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)表、控制權(quán)轉(zhuǎn)移公司和非控制權(quán)轉(zhuǎn)移公司主要變量的T檢驗(yàn)和Z檢驗(yàn)略去備索。上述結(jié)果初步表明，控制權(quán)轉(zhuǎn)移公司的管理層傾向于在控制權(quán)轉(zhuǎn)移前進(jìn)行負(fù)向盈余管理。

2.回歸結(jié)果分析

（1）盈余管理對(duì)控制權(quán)轉(zhuǎn)移溢價(jià)的影響

表2為 模 型（1）的回 歸 結(jié) 果。（1）-（3）列 為Dacc對(duì)Ln_nameP的影響，（4）-（6）列為Dacc對(duì)Ln_realP的影響，但解釋變量Dacc和兩個(gè)被解釋變量Ln_nameP、Ln_realP在統(tǒng)計(jì)上沒有顯著的關(guān)系，假設(shè)H1a未得到驗(yàn)證。（7）-（9）列為Dacc對(duì)Ln_shell的影響，顯示Dacc的回歸系數(shù)顯著為正，研究假設(shè)H1b得到驗(yàn)證，與控制權(quán)轉(zhuǎn)移名義溢價(jià)和真實(shí)溢價(jià)相比，目標(biāo)公司管理層的負(fù)向盈余管理促使扣除“殼價(jià)值”的控制權(quán)轉(zhuǎn)移真實(shí)溢價(jià)下降。

表2 盈余管理與控制權(quán)轉(zhuǎn)移溢價(jià)的回歸結(jié)果

（2）控制權(quán)轉(zhuǎn)移溢價(jià)對(duì)控制權(quán)轉(zhuǎn)移后核心管理層留任的影響

表3為模型（4）的回歸結(jié)果。（1）-（3）列為Ln_nameP對(duì)Retention的影響，（4）-（6）列為Ln_realP對(duì)Retention的影響，但兩個(gè)解釋變量Ln_nameP、Ln_realP和被解釋變量Retention在統(tǒng)計(jì)上沒有顯著的關(guān)系，研究假設(shè)H2a未得到驗(yàn)證。（7）-（9）列為Ln_shell對(duì)Retention的影響，回歸結(jié)果顯示Ln_shell與Retention存在顯著負(fù)相關(guān)關(guān)系，表明核心管理層能夠通過降低扣除“殼價(jià)值”的控制權(quán)轉(zhuǎn)移真實(shí)溢價(jià)水平達(dá)到留任的目的，研究假設(shè)H2b得到驗(yàn)證。

表3 控制權(quán)轉(zhuǎn)移溢價(jià)與核心管理層留任的回歸結(jié)果

3.穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為保證研究結(jié)論的嚴(yán)謹(jǐn)性，本文進(jìn)行了一系列的穩(wěn)健性檢驗(yàn)（數(shù)據(jù)略去備索）：（1）替代變量檢驗(yàn)。針對(duì)研究假設(shè)H1，采用Jones模型重新計(jì)算了Dacc；[30]針對(duì)研究假設(shè)H2，將CEO是否留任作為Retention的替代變量進(jìn)行Logistic回歸。[15]上述回歸結(jié)果表明，研究假設(shè)H1b和H2b依然成立。（2）新增控制變量檢驗(yàn)。對(duì)研究假設(shè)H1，選取買方公司和目標(biāo)公司的產(chǎn)權(quán)屬性（國有或民營）及目標(biāo)公司股份屬性（流通股和限售股）作為新的控制變量加入原模型（1）進(jìn)行回歸，結(jié)果顯示Dacc與Ln_shell的回歸系數(shù)在1%的水平上顯著為正；再將全樣本分為Dacc＜0的子樣本和Dacc＞0的子樣本對(duì)H1進(jìn)行再檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)Dacc與Ln_shell的回歸系數(shù)在Dacc＜0的子樣本中為正且在5%的水平上顯著，其他情況均不顯著，表明H1b的結(jié)果穩(wěn)健。對(duì)研究假設(shè)H2，取公司t-1年的營業(yè)收入增長率、目標(biāo)公司老股東在控制權(quán)轉(zhuǎn)移后是否持有目標(biāo)公司股份、買方公司和目標(biāo)公司是否屬于同一行業(yè)作為新的控制變量加入原模型（4）進(jìn)行回歸，回歸結(jié)果表明Ln_shell與Retention的回歸系數(shù)在1%的水平上顯著為負(fù)；再將全樣本分為Dacc＜0的子樣本和Dacc＞0的子樣本對(duì)H2進(jìn)行再檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)Ln_shell與Retention的回歸系數(shù)在Dacc ＜0的子樣本中為負(fù)且在1%的水平上顯著，其他情況均不顯著，表明H2b的結(jié)果穩(wěn)健。

4.內(nèi)生性檢驗(yàn)

（1）遺漏變量的交互效應(yīng)檢驗(yàn)

以往研究表明，公司業(yè)績高低是管理層進(jìn)行盈余管理的重要影響因素，[31]應(yīng)用到本文的研究情境中，控制權(quán)轉(zhuǎn)移溢價(jià)的高低有可能并非源于盈余管理，而是公司本身業(yè)績所造成的經(jīng)濟(jì)后果。為了排除這一可能性，借鑒已有研究，[31,32]本文選取總資產(chǎn)收益率（ROA）作為公司業(yè)績的代表，若公司在控制權(quán)轉(zhuǎn)移前一年的ROA高于當(dāng)年行業(yè)中位數(shù)，G_performance賦值為1，否則為0；再將G_performance及交乘項(xiàng)G_performance×Dacc加入原模型（1）進(jìn)行回歸，回歸結(jié)果如表4所示，列（4）-（6）在列（1）-（3）的基礎(chǔ)上加入了穩(wěn)健性檢驗(yàn)中的新增控制變量，發(fā)現(xiàn)G_performance×Dacc僅與Ln_shell在5%水平上顯著為正，表明在公司業(yè)績更好的公司中，負(fù)向盈余管理越嚴(yán)重，扣除“殼價(jià)值”的控制權(quán)轉(zhuǎn)移真實(shí)溢價(jià)越低。

表4 內(nèi)生性檢驗(yàn)：考慮遺漏變量“公司業(yè)績”的影響

同時(shí)，以往研究表明，當(dāng)公司發(fā)生控制權(quán)轉(zhuǎn)移時(shí)，資本市場上的股價(jià)會(huì)表現(xiàn)出有規(guī)律的異常波動(dòng)。[32,33]本文已述及，管理層是在“名溢實(shí)折”的情境下，通過降低扣除“殼價(jià)值”的控制權(quán)轉(zhuǎn)移真實(shí)溢價(jià)以提升自身留任機(jī)率，這既能滿足“賣方”高溢價(jià)賣出的訴求，也能體現(xiàn)買方以財(cái)富效應(yīng)最大化目標(biāo)（而非買價(jià)最低目標(biāo)）對(duì)交易方案進(jìn)行評(píng)判并最終選擇接受交易的內(nèi)在邏輯。如果“名溢實(shí)折”的控制權(quán)交易策略有效，高定價(jià)方案會(huì)傳遞出轉(zhuǎn)讓優(yōu)質(zhì)目標(biāo)公司的信息，此消息宣告帶來的短期市場績效也會(huì)更好。因此，本文將目標(biāo)公司控制權(quán)轉(zhuǎn)讓首次宣告日前后市場反應(yīng)作為遺漏變量納入原模型（4）。首先，借鑒已有研究，[33]選取目標(biāo)公司控制權(quán)轉(zhuǎn)讓首次宣告日前后的累計(jì)超額收益率作為市場反應(yīng)的替代變量，以[-150,-30]作為市場模型估計(jì)的清潔期，若目標(biāo)公司控制權(quán)轉(zhuǎn)讓首次宣告日前30天開始至首次宣告日后5天[-30,+5]的累計(jì)超額收益率高于當(dāng)年中位數(shù)，則賦值CAR為1，否則為0；其次，將CAR及其與控制權(quán)轉(zhuǎn)移溢價(jià)的交乘項(xiàng)加入原模型（4）進(jìn)行回歸，回歸結(jié)果如表5所示，列（4）-（6）在列（1）-（3）的基礎(chǔ)上加入了穩(wěn)健性檢驗(yàn)中的新增控制變量，發(fā)現(xiàn)僅CAR×Ln_shell的系數(shù)在5%水平上顯著為負(fù)，其他交乘項(xiàng)均不顯著，這表明當(dāng)控制權(quán)轉(zhuǎn)移事件的短期市場績效好時(shí)，扣除“殼價(jià)值”的控制權(quán)轉(zhuǎn)移真實(shí)溢價(jià)越低，目標(biāo)公司核心管理層在控制權(quán)轉(zhuǎn)移后留任的比例越高。

表5 內(nèi)生性檢驗(yàn)：考慮遺漏變量市場反應(yīng)的影響

（2）Heckman檢驗(yàn)（樣本選擇性偏誤）

為了降低和緩解控制權(quán)轉(zhuǎn)讓過程中可能存在的樣本選擇性偏誤，參考王甄等的研究，[34]選取Heckman兩階段模型進(jìn)行內(nèi)生性檢驗(yàn)。首先，使用Rosenbaum等提出的傾向得分匹配法（PSM），[35]以模型（1）和（4）的7個(gè)控制變量為特征變量，⑤以發(fā)生了控制權(quán)轉(zhuǎn)移的樣本公司為處理組、未發(fā)生控制權(quán)轉(zhuǎn)移的公司為控制組進(jìn)行1:1匹配，PSM后一共得到946個(gè)觀測(cè)樣本（數(shù)據(jù)略去備索），再用Heckman兩階段模型進(jìn)行內(nèi)生性檢驗(yàn)。

針對(duì)H1，本文選取存有外生性的目標(biāo)公司核心管理層籍貫地的地區(qū)人口教育水平（Education）作為工具變量（IV），加入Heckman第一階段進(jìn)行回歸，如模型（5）所示，因變量為企業(yè)是否發(fā)生控制權(quán)轉(zhuǎn)移Transfer，發(fā)生了控制權(quán)轉(zhuǎn)移賦值為1，否則為0。核心管理層籍貫地以CSMAR數(shù)據(jù)庫披露的CEO和CFO簡歷及籍貫信息為基礎(chǔ)，結(jié)合新浪財(cái)經(jīng)人物、百度、搜狗、360綜合搜索等互聯(lián)網(wǎng)工具，通過手工收集和整理所得。借鑒姜付秀等的研究，[36]Education的計(jì)算方法為t-1年核心管理層籍貫地平均每百人中受高等教育的人數(shù)（單位：人），數(shù)據(jù)來源于國家統(tǒng)計(jì)局官網(wǎng)的中國統(tǒng)計(jì)年鑒，相應(yīng)缺失值通過查閱人口統(tǒng)計(jì)年鑒進(jìn)行補(bǔ)充。

表6列報(bào)了Heckman兩階段模型的回歸結(jié)果，列（1）為第一階段回歸，列（2）-（7）為第二階段回歸（加入逆米爾斯指數(shù)Invmr后按模型1回歸），列（5）-（7）在列（2）-（4）的基礎(chǔ)上增加了穩(wěn)健性檢驗(yàn)中的新增控制變量?；貧w結(jié)果顯示，在第一階段，IV（Education）與控制權(quán)是否轉(zhuǎn)移（Transfer）在5%水平上顯著負(fù)相關(guān)，表明核心管理層籍貫地的地區(qū)人口教育水平越高，其出于自利而通過負(fù)向盈余管理壓低目標(biāo)公司控制權(quán)轉(zhuǎn)移價(jià)格的可能性越低；在第二階段，Invmr在1%水平上顯著，Dacc與Ln_shell依然在1%水平上顯著正相關(guān)，表明控制了樣本選擇性偏誤后，H1b的結(jié)論仍然成立。

表6 內(nèi)生性檢驗(yàn)：盈余管理與控制權(quán)轉(zhuǎn)移溢價(jià)的Heckman檢驗(yàn)

針對(duì)H2，本文選取目標(biāo)公司控制權(quán)轉(zhuǎn)移前管理層權(quán)力（Power）作為工具變量（IV）加入Heckman第一階段進(jìn)行回歸，如模型（6）所示，因變量Transfer定義同上。借鑒Finkelstein、權(quán)小鋒等的研究，[37,38]Power通過以下四個(gè)指標(biāo)（t-1年）打分加總得到：①董事會(huì)規(guī)模，若t-1年目標(biāo)公司董事會(huì)人數(shù)超過當(dāng)年行業(yè)中位數(shù)賦值為1，否則為0；②目標(biāo)公司股權(quán)是否分散，若t-1年第一大股東占比小于當(dāng)年行業(yè)中位數(shù)，賦值為1，否則為0；③目標(biāo)公司獨(dú)立董事與公司工作地點(diǎn)是否一致，t-1年的地點(diǎn)若不一致賦值為1，否則為0；④金字塔層級(jí)，目標(biāo)公司控股股東到公司最長控制鏈條的層數(shù)，若t-1年公司最長控制鏈條的層數(shù)大于行業(yè)中位數(shù)賦值為1，否則為0。[39,40]一般而言，工具變量需同時(shí)滿足相關(guān)性和外生性條件。一方面，本文所度量的管理層權(quán)力是公司層面的相對(duì)權(quán)力，公司層面管理層權(quán)力越高，核心管理層越可能出于自利與買方“合謀”壓價(jià)以留任；另一方面，公司層面的管理層相對(duì)權(quán)力并非管理層個(gè)人本身的能力（管理層個(gè)人本身的能力會(huì)影響其留任的機(jī)率，不滿足IV的外生性條件），不直接影響公司控制權(quán)轉(zhuǎn)移后核心管理層個(gè)人的留任機(jī)率（第二階段因變量Retention），此IV具有一定的外生性。

表7列報(bào)了Heckman兩階段模型的回歸結(jié)果，列（1）為第一階段回歸，列（2）-（7）為第二階段回歸（加入逆米爾斯指數(shù)Invmr后按模型4回歸），列（5）-（7）在列（2）-（4）的基礎(chǔ)上增加了穩(wěn)健性檢驗(yàn)中的新增控制變量。回歸結(jié)果顯示，在第一階段，IV（Power）與控制權(quán)是否轉(zhuǎn)移（Transfer）在5%水平上顯著正相關(guān)，表明工具變量是有效的；在第二階段，Invmr在1%水平上顯著，Ln_shell與Retention依然在1%水平上顯著負(fù)相關(guān)，表明控制了樣本選擇性偏誤后，H2b的結(jié)論仍然成立。

表7 內(nèi)生性檢驗(yàn)：控制權(quán)轉(zhuǎn)移溢價(jià)與核心管理層留任的Heckman檢驗(yàn)

四、進(jìn)一步討論

1.盈余管理與核心管理層留任之間的路徑分析：扣除“殼價(jià)值”的控制權(quán)轉(zhuǎn)移真實(shí)溢價(jià)的中介作用

前文實(shí)證檢驗(yàn)表明，負(fù)向盈余管理對(duì)扣除“殼價(jià)值”的控制權(quán)轉(zhuǎn)移真實(shí)溢價(jià)具有顯著正向影響，扣除“殼價(jià)值”的控制權(quán)轉(zhuǎn)移真實(shí)溢價(jià)對(duì)管理層留任具有顯著負(fù)向影響。接下來，通過中介效應(yīng)模型探究扣除“殼價(jià)值”的控制權(quán)轉(zhuǎn)移真實(shí)溢價(jià)是否在核心管理層通過負(fù)向盈余管理實(shí)現(xiàn)留任的路徑中發(fā)揮中介作用。

首先，本文根據(jù)Preacher等、溫忠麟等的依次檢驗(yàn)法，[41,42]從路徑上分析扣除“殼價(jià)值”的控制權(quán)轉(zhuǎn)移真實(shí)溢價(jià)的中介作用，如（7）-（9）模型所示：

進(jìn)一步，在依次檢驗(yàn)法的基礎(chǔ)上，使用Sobel檢驗(yàn)來具體量化中介效應(yīng)的大?。╝b系數(shù)乘積）及其顯著性水平。[43]依次檢驗(yàn)法假定變量間存在線性關(guān)系、Sobel檢驗(yàn)前提是間接效應(yīng)ab為正態(tài)分布，這兩種方法均有一定的局限，[44]本文再采用信度較高的Bootstrap方法，[41]該方法基于區(qū)間估計(jì)的理念，采用重復(fù)抽樣的方式對(duì)間接效應(yīng)ab進(jìn)行非參數(shù)檢驗(yàn)，從而計(jì)算出5%及以上顯著水平上間接效應(yīng)ab的置信區(qū)間。通過運(yùn)用上述三種方法對(duì)Dacc、Ln_shell和Retention之間的中介效應(yīng)進(jìn)行了分析與檢驗(yàn)，結(jié)果如表8所示。

表8 扣除“殼價(jià)值”的控制權(quán)轉(zhuǎn)移真實(shí)溢價(jià)的中介作用分析

Panel A顯示在依次檢驗(yàn)法下，Dacc與Retention在5%的顯著性水平上負(fù)相關(guān)（c=-0.353，t=-2.06）；Dacc與Ln_shell在1%的顯著性水平上正相關(guān)（a=0.423，t=2.71）；控制Dacc后，Ln_shell與Retention也在1%的顯著性水平上負(fù)相關(guān)（b=-0.170，t=-3.36）；控制Ln_shell后，Dacc與Retention在5%的顯著性水平上不相關(guān)（c’=-0.281，t=-1.65），表明中介效應(yīng)存在，且Ln_shell在Dacc和Retention之間充當(dāng)完全中介。Panel B顯示中介效應(yīng)的大小為0.423×0.170=-0.072，并且Sobel檢驗(yàn)（Z=-2.111，P＜0.05）和Bootstrap置信區(qū)間（CI）[-0.144，-0.014]的結(jié)果顯示該間接效應(yīng)的大小顯著異于0，完全中介效應(yīng)成立。

2.非控股股東治理在扣除“殼價(jià)值”的控制權(quán)轉(zhuǎn)移真實(shí)溢價(jià)與核心管理層留任之間的反向調(diào)節(jié)作用

雖然前文中介效應(yīng)的檢驗(yàn)結(jié)果顯著，但研究假設(shè)H2b的檢驗(yàn)結(jié)果表明，Ln_shell與Retention的回歸系數(shù)僅為0.180（考慮所有控制變量時(shí)），核心管理層留任的比例并不高。同時(shí)，前述理論分析也表明，在目標(biāo)公司股東治理機(jī)制不完善的情況下，核心管理層有機(jī)會(huì)進(jìn)行機(jī)會(huì)主義盈余管理。受實(shí)證結(jié)果和理論分析的啟發(fā)，本文認(rèn)為，控制權(quán)轉(zhuǎn)移后，如果公司股東治理結(jié)構(gòu)變好，核心管理層可能難以留任，這種股東治理對(duì)中介效應(yīng)的反向調(diào)節(jié)機(jī)制需要進(jìn)一步討論。

與已有文獻(xiàn)多聚焦于研究大股東或?qū)嶋H控制人的股東治理效應(yīng)不同，[45,46]本文基于大股東與目標(biāo)公司管理層的合謀行為，主要研究非控股股東的治理作用。如姜付秀等、Cheffi等發(fā)現(xiàn)除監(jiān)督機(jī)制外，非控股股東可以通過派出董事在董事會(huì)發(fā)表異議發(fā)揮公司治理作用，抑制控股股東的私利行為和管理層的機(jī)會(huì)主義行為，[47,48]曾志遠(yuǎn)等研究發(fā)現(xiàn)機(jī)構(gòu)投資者持股可以約束控股股東的侵占意圖，對(duì)于公司治理具有積極作用，[49]Gul等發(fā)現(xiàn)股權(quán)制衡機(jī)制可以促進(jìn)企業(yè)可持續(xù)發(fā)展。[50]

為檢驗(yàn)非控股股東治理的反向調(diào)節(jié)作用，本文構(gòu)建了非控股股東治理質(zhì)量指數(shù)（SGQ）。Gompers等通過對(duì)公司治理各項(xiàng)治理結(jié)構(gòu)打分加總的方式，構(gòu)建了公司治理文獻(xiàn)中著名的GIM指數(shù)。[51]參照他們的做法，本文通過對(duì)三個(gè)維度下的9個(gè)變量打分（變量指標(biāo)優(yōu)于平均水平賦值為1，否則為0），加總得到SGQ。第一個(gè)維度是“賣方”老股東（轉(zhuǎn)變?yōu)橹行」蓶|）治理，參考孫光國等的研究，[52]選取“賣方”老股東持股比例、“賣方”老股東在董事會(huì)的席位比例、“賣方”老股東是否在提名委員會(huì)任職三類指標(biāo)。⑥[53]第二個(gè)維度是機(jī)構(gòu)投資者治理，[54,55]參考牛建波等的研究，[56]選取機(jī)構(gòu)投資者持股比例、機(jī)構(gòu)投資者持股市值、異質(zhì)機(jī)構(gòu)投資者三類指標(biāo)。第三個(gè)維度是股權(quán)制衡機(jī)制，參考趙景文等的研究，[57]用第2-5大股東制衡指數(shù)、Z指數(shù)、Herfindahl_51指數(shù)三類指標(biāo)（SGQ的詳細(xì)構(gòu)建過程略去備索）?；诖?，SGQ的最高得分為9分，最低得分為0分，標(biāo)準(zhǔn)化處理后SGQ的取值區(qū)間為（0,1）。

接下來，本文也采用依次檢驗(yàn)法、Sobel檢驗(yàn)和Bootstrap三種方法對(duì)有調(diào)節(jié)的中介效應(yīng)進(jìn)行檢驗(yàn)。[44,58]依次檢驗(yàn)法的模型如下：

檢驗(yàn)結(jié)果如表9所示。Panel A顯示，交互項(xiàng)Ln_shell×SGQ與Retention在5%的顯著性水平上正相關(guān)（系數(shù)=0.484，t=2.07），表明非控股股東治理對(duì)扣除“殼價(jià)值”的控制權(quán)轉(zhuǎn)移真實(shí)溢價(jià)和核心管理層留任這一路徑具有反向調(diào)節(jié)作用。參照Hayes等的研究并根據(jù)表9回歸結(jié)果，[59]將SGQ的調(diào)節(jié)效應(yīng)表達(dá)為如下函數(shù)：

表9 非控股股東治理調(diào)節(jié)下扣除“殼價(jià)值”的控制權(quán)轉(zhuǎn)移真實(shí)溢價(jià)的中介作用分析

Retention=0.342-0.462×Ln_shell-0.316×SGQ

+0.484×Ln_shell×SGQ+...

將第三項(xiàng)和第五項(xiàng)提取公因式，整合得到：

Retention=0.342+（-0.462+0.484×SGQ）×Ln_shell

-0.316×SGQ+...

此時(shí)本文采用常用的選點(diǎn)法Pick-a-Point Approach，[59]對(duì)SGQ的調(diào)節(jié)效應(yīng)大小及其顯著性進(jìn)行分析。首先對(duì)Ln_shell取一階偏導(dǎo)數(shù)，得到-0.462+0.484×SGQ。從此處可以看出，Ln_shell對(duì)Retention的影響會(huì)因SGQ的不同而有所差異。其次根據(jù)Hayes等的研究，[59]對(duì)調(diào)節(jié)效應(yīng)的顯著性進(jìn)行手工計(jì)算，當(dāng)SGQ取Mean-1 SD（0.429），即非控股股東治理質(zhì)量較差時(shí)，Ln_shell的回歸系數(shù)為-0.462+0.484×0.429=-0.254，P＜0.01，95%置 信 區(qū) 間（CI）為[-0.377,-0.143]。當(dāng)SGQ取Mean（0.616），即非控股股東治理質(zhì)量處于中等水平時(shí)，Ln_shell的回歸系數(shù)為-0.462+0.484×0.616=-0.164，p＜0.01，95%置 信 區(qū) 間（CI）為[-0.262,-0.061]。當(dāng)SGQ取Mean+1 SD（0.803），即非控股股東治理質(zhì)量較好時(shí)，Ln_shell的回歸系數(shù)為-0.462+ 0.484×0.803=-0.073，p＞0.30，95%置信區(qū)間（CI）為[-0.209,0.083]。由此看出，隨著SGQ的提升，Ln_shell對(duì)Retention的回歸系數(shù)無論是從大小還是顯著性而言都會(huì)逐漸下降；當(dāng)SGQ較好時(shí)，Ln_shell與Retention之間就不再存在統(tǒng)計(jì)學(xué)意義上的顯著性關(guān)系（SGQ的調(diào)節(jié)效應(yīng)見圖1）。

圖1 非控股股東治理的調(diào)節(jié)效應(yīng)

Panel B顯示了在SGQ調(diào)節(jié)下，Dacc×Ln_shell的間接效應(yīng)大小，根據(jù)Panel A中Dacc（a1）與Ln_shell（b1）的回歸系數(shù)并結(jié)合上述分析的調(diào)節(jié)效應(yīng)（b3）計(jì)算 得 來，即0.423×（-0.462+ 0.484×SGQ）。當(dāng)SGQ（0.429）較差時(shí)，間接效應(yīng)值為-0.110，Z值為-2.329（P＜5%），Bootstrap置信區(qū)間（CI）為[-0.214,-0.027]；當(dāng)SGQ（0.616）處于中等水平，Z值為-2.099（P＜5%），Bootstrap置信區(qū)間（CI）為[-0.143,-0.013]；當(dāng)SGQ（0.803）較好時(shí)，核心管理層的留任路徑會(huì)不成立（間接效應(yīng)值為-0.031，Z值為-0.925（P＞10%），Bootstrap置信區(qū)間（CI）為[-0.096,0.033]）。綜上，包含“賣方”老股東的非控股股東治理能夠反向調(diào)節(jié)核心管理層通過負(fù)向盈余管理壓低控制權(quán)轉(zhuǎn)讓價(jià)格而留任這一路徑，且較好的非控股股東治理可以瓦解目標(biāo)公司核心管理層與新控股股東的合謀。

五、結(jié)論與展望

以2000-2017年發(fā)生控制權(quán)轉(zhuǎn)移的上市公司為樣本，本研究發(fā)現(xiàn)，控制權(quán)轉(zhuǎn)移公司核心管理層在控制權(quán)轉(zhuǎn)移前通過負(fù)向盈余管理實(shí)現(xiàn)留任，扣除“殼價(jià)值”的控制權(quán)轉(zhuǎn)移真實(shí)溢價(jià)在核心管理層的負(fù)向盈余管理行為與其留任之間具有完全中介效應(yīng)。進(jìn)一步研究表明，控制權(quán)轉(zhuǎn)移中的“合謀壓價(jià)”中介效應(yīng)受到控制權(quán)轉(zhuǎn)移后的非控股股東治理的反向調(diào)節(jié)，特別當(dāng)包含“賣方”老股東的非控股股東治理質(zhì)量好時(shí)，核心管理層留任路徑不成立。研究結(jié)論為規(guī)范上市公司控制權(quán)轉(zhuǎn)移行為和完善非控股股東治理機(jī)制提供了理論支持和實(shí)踐依據(jù)。

2019年7月首批25只科創(chuàng)板股票在上交所交易，科創(chuàng)板正式開市，并在該板塊內(nèi)進(jìn)行注冊(cè)制試點(diǎn)。2020年8月，創(chuàng)業(yè)板注冊(cè)制首批18家首發(fā)企業(yè)上市。隨著A股市場全面注冊(cè)制漸行漸近，上市“殼資源”價(jià)值將下降，接管低效率的管理層或?qū)⒊蔀樯鲜泄究刂茩?quán)交易的主要驅(qū)動(dòng)力。在新發(fā)展格局下，為了更好地發(fā)揮上市公司控制權(quán)交易的外部治理效能，一方面需對(duì)管理層業(yè)績進(jìn)行持續(xù)、公開和透明的評(píng)價(jià)，通過市場機(jī)制抑制經(jīng)理人自利行為，形成優(yōu)秀職業(yè)經(jīng)理人保護(hù)機(jī)制，另一方面要積極發(fā)揮老控股股東的公司治理作用，在董事會(huì)、股東會(huì)中善用老控股股東，促使其通過治理經(jīng)理人自利產(chǎn)生的第一類代理問題和治理新控股股東自利產(chǎn)生的第二類代理問題，推進(jìn)企業(yè)可持續(xù)發(fā)展。

注釋

① 殼資源樣本公司的界定參考《上市公司重大資產(chǎn)重組管理辦法》第十三條規(guī)定的標(biāo)準(zhǔn)。

② Barclay等[20]基于西方完全流通的股票市場，將控制權(quán)溢價(jià)定義為控制權(quán)轉(zhuǎn)移價(jià)格與股票市場上少數(shù)股份市價(jià)的差異。

③ 我國股票市場自建立以來至2006年股權(quán)分置改革，都處于流通股與非流通股并存的局面，且2006年之后，仍然有部分股權(quán)不可流通，控制權(quán)轉(zhuǎn)讓的價(jià)格大多基于每股凈產(chǎn)的價(jià)值進(jìn)行確定。國內(nèi)文獻(xiàn)中有關(guān)控制權(quán)轉(zhuǎn)讓溢價(jià)的也大多是根據(jù)控制權(quán)轉(zhuǎn)讓價(jià)格與每股凈資產(chǎn)的比值進(jìn)行確定。[13,15]

④ Dechow等認(rèn)為，[26]在公司管理層中，CEO和CFO合謀就可以實(shí)現(xiàn)利用應(yīng)計(jì)制下的收入費(fèi)用與現(xiàn)金流不匹配來粉飾財(cái)務(wù)報(bào)表，因此本文將CEO和CFO視為核心管理層。

⑤ 由于IPO拒絕率（Ipo_reject）衡量的是每一年度IPO和管理政策的松緊，不會(huì)因公司是否發(fā)生控制權(quán)轉(zhuǎn)移而產(chǎn)生差異，因此在進(jìn)行PSM配對(duì)時(shí)未選取此指標(biāo)；由于前述穩(wěn)健性檢驗(yàn)中的新增控制變量為發(fā)生控制權(quán)轉(zhuǎn)移的公司才能夠予以衡量的指標(biāo)，因此在進(jìn)行PSM配對(duì)時(shí)也未選取。

⑥ SGQ指標(biāo)構(gòu)建的基礎(chǔ)數(shù)據(jù)來自CSMAR的公司治理數(shù)據(jù)庫，結(jié)合巨潮資訊網(wǎng)相關(guān)公告判斷而得；手工數(shù)據(jù)通過查閱巨潮資訊網(wǎng)的相關(guān)《董事會(huì)決議》或《臨時(shí)公告》而獲得，判斷后得到相關(guān)數(shù)據(jù)。