無實際控制人與超額商譽研究

石青梅 張賽男

一、引言

自2014年證監(jiān)會修訂《上市公司重大資產(chǎn)重組管理辦法》以來，我國資本市場上掀起了并購重組的熱潮。高溢價并購頻發(fā)導致資本市場上的商譽規(guī)模快速積累，形成大量商譽泡沫，這為上市公司的經(jīng)營發(fā)展和市場秩序埋下了巨大隱患。超額商譽通常與公司治理有直接關系。近年來，上市公司逐漸出現(xiàn)“股權分散”的特征，一些公司宣告其無實際控制人或無控股股東，這種股權結構的變化勢必會影響到公司治理水平。

相對于實際控制人對公司治理的雙重作用——治理效應和掏空效應，無實際控制人也是一把雙刃劍，對公司治理同樣存在雙重影響：一是減少委托鏈條，優(yōu)化公司治理；二是監(jiān)督主體缺位，加劇代理問題。基于有無實際控制人均存在治理的雙重效應，二者對超額商譽的影響也存在不確定性，而且實際控制人對超額商譽的抑制并不意味著無實際控制人對超額商譽的加劇作用，二者的研究視角不同，研究結論也可能存在差異?；诖?，本文以2008 -2021年滬深A股上市公司為樣本，實證檢驗了無實際控制人與超額商譽之間的關系及其作用機制。

二、理論推導與假設提出

超額商譽通常受公司治理影響。相對于實際控制人的“掏空”效應和治理效應，無實際控制人也可能因實際控制人的監(jiān)督主體缺位或實際控制鏈條的減少而出現(xiàn)“管理層盤踞效應”或“治理優(yōu)化效應”，該雙重效應可能對超額商譽產(chǎn)生不同的影響，具體闡述如下。

1.無實際控制人可能抑制超額商譽?；跈嗔ε渲美碚?，企業(yè)控制權將企業(yè)內(nèi)諸項權能界定給相應主體，以此達到企業(yè)內(nèi)整體資源配置效率的最大化。理論上，當企業(yè)存在實際控制人時，實際控制人的權力主要作用和限定于股東大會，董事會和經(jīng)理層的權力是剩余控制權的進一步授權與分配，不同的權力邊界共同構成企業(yè)內(nèi)部控制權力的制衡與協(xié)調(diào)，從而保障企業(yè)利益最大化的實現(xiàn)。而實際上，復雜的多重金字塔鏈條結構使得實際控制人權力由股東大會擴展至董事會和管理者層面，由此形成的對企業(yè)的實際控制打破了權力配置均衡，產(chǎn)生了實際控制人的過度控制，因而很容易產(chǎn)生超額商譽等掏空行為。

相對于實際控制人，無實際控制人的股權結構亦可能抑制掏空。原因在于：(1)無實際控制人的股權結構縮短了控制鏈條。在權力擴展的過程中，層級鏈條起到了至關重要的作用，只要層級足夠大，實際控制人完全可以以很小的現(xiàn)金流權撬動對企業(yè)的控制權。而無實際控制人的股權結構可以截斷原實際控制人權力的擴展路徑，使得股東大會、董事會和管理層能夠各司其職，恢復權力配置效率最大化，進而抑制企業(yè)內(nèi)各主體謀私自利的行為動機，壓縮各個主體的權力尋租空間。(2)無實際控制人的股權結構優(yōu)化了內(nèi)部治理。無實際控制人可以形成制衡的公司治理構架，實現(xiàn)真正意義上的資本社會化，在企業(yè)內(nèi)部建立市場化導向的公司治理制度和決策機制，避免大股東利用金字塔控股結構進行隧道挖掘，掏空企業(yè)資源。由此，無實際控制人的股權結構可以抑制掏空效應，進而抑制企業(yè)的超額商譽。

2.無實際控制人可能加劇超額商譽?；诳刂茩嗬碚?，控制方獲得的控制權收益可以分為共享收益和私有收益兩個部分。當實際控制人持股比例較低時，其對上市公司的影響力較弱，其他大宗控股股東的監(jiān)督和制衡能夠有效制止實際控制人的侵害行為，實際控制人很難獲取超額的私人收益；而當實際控制人持有比例較高時，基于利益協(xié)同效應，共享收益對實際控制人的正向激勵作用越強，實際控制人更愿意積極主動參與治理提升企業(yè)價值，反過來抑制其他股東和管理者的機會主義行為。由此，實際控制人具有一定的治理效應。

相對于實際控制人，無實際控制人的股權結構會削弱實控人的治理效應，加劇超額商譽。具體而言：(1)無實際控制人會加劇股東的掏空效應?；诋a(chǎn)權理論和契約不完全理論，控制權界定不明晰會造成內(nèi)部控制權爭奪，而剩余控制權的私人收益就是爭奪企業(yè)控制權的動力。無實際控制人的股權結構導致了控制權收益最終歸屬不確定和不均衡，這會加劇股東的掏空動機，通常表現(xiàn)為以犧牲其他中小股東的利益來保障自身的私人收益。作為企業(yè)高估值的推手，超額商譽可以為股東帶來剩余控制權收益，此時超額商譽表現(xiàn)為股東掏空的工具。(2)無實際控制人會加劇管理者的盤踞效應。一方面，基于內(nèi)部人控制理論，內(nèi)部人權力過大是導致內(nèi)部人治理缺陷的重要原因之一。而無實際控制人的特征即企業(yè)所有權主體缺位，這給予管理者較大的特定控制權，故管理者對并購等經(jīng)營決策具有很大的自主權，而股東因控制權不明晰的斗爭導致無暇顧及管理者行為，因而在一定程度上削弱了對管理者的監(jiān)督效力，強化了管理者對分散股東的利益侵占動機，很容易形成管理者盤踞效應的局面。另一方面，在無實際控制人但存在控股股東的公司，控股股東對于控制權私人收益的分配不均會增強其與管理者合謀的行為動機，兩者合謀又進一步降低了管理者機會主義行為的風險與成本，因而會加劇管理者盤踞。作為管理者可操縱的尋租機會，超額商譽可以為管理者帶來私有收益，此時超額商譽表現(xiàn)為管理者盤踞的工具。由此，無實際控制人會加劇企業(yè)內(nèi)部治理進而加劇超額商譽。

基于上述理論分析，本文提出如下假設：

H1a：在其他條件相同的條件下，無實際控制人可能抑制企業(yè)超額商譽。

H1b：在其他條件相同的條件下，無實際控制人可能加劇企業(yè)超額商譽。

本文競爭性假設的理論分析框架如圖1所示。

圖1 理論分析框架圖

三、研究設計

(一 )樣本選取與數(shù)據(jù)來源

本文無實際控制人數(shù)據(jù)以萬得數(shù)據(jù)庫(WIND)無實際控制人為數(shù)據(jù)基礎，同時參考國泰安數(shù)據(jù)庫(CSMAR)、中國研究數(shù)據(jù)服務平臺(CNRDS)與銳思數(shù)據(jù)庫(RESSET)，核對數(shù)據(jù)庫之間的數(shù)據(jù)差異，結合手工查閱報表中所披露的實際控制人信息，采用“天眼查”繼續(xù)核實實際控制人，最終獲得無實際控制人樣本。

為保證數(shù)據(jù)的及時有效性，本文以2008-2021年全部A股上市公司為研究對象，并對初始樣本數(shù)據(jù)做以下篩選：(1)剔除金融類(銀行、保險、證券)行業(yè)的研究樣本；(2)剔除ST、＊ST等由于財務狀況異常被特殊處理的研究樣本；(3)剔除關鍵數(shù)據(jù)缺失，無法參與回歸檢驗的樣本；(4)對全部連續(xù)變量按照1%和99%分位數(shù)進行縮尾(Winsoriz)處理，最終獲取18360個企業(yè)-年度樣本。同時，由于新增變量、更換變量衡量方式等原因，部分回歸模型中的有效樣本量略有增減。所有回歸標準誤均經(jīng)過異方差調(diào)整。

(二 )變量定義

1.被解釋變量。超額商譽為Ex_gwrate，本文借鑒Ramanna(2008)、張新民等(2018)的做法，采用企業(yè)期末的商譽賬面價值和當年同行業(yè)中位數(shù)之差與企業(yè)期末總資產(chǎn)的比值來衡量超額商譽。

2.解釋變量。無實際控制人為Nactual，如果企業(yè)當年無實際控制人，則Nactual賦值1，否則為0。

3.控制變量。參考已有研究，本文選取了如下控制變量：(1)企業(yè)層面包括企業(yè)規(guī)模(Size)、企業(yè)年限(Age)、資產(chǎn)負債率(Lev)、成長能力(TQ)、經(jīng)營現(xiàn)金流占比(CFO)；(2)公司治理層面包括是否兩職合一(Pos)、董事會規(guī)模(Board)、獨立董事比例(Inderatio)、高管前三名薪酬水平(Top3)。此外，本文還控制了年份和行業(yè)啞變量。具體變量定義見表1。

表1 變量定義表

(三 )模型設定

為了檢驗無實際控制人對超額商譽的影響，本文構建模型(1)進行實證檢驗。若假說H1a成立，即無實際控制人抑制了超額商譽，預期系數(shù)α1顯著為負。若假說H1b成立，即無實際控制人加劇了超額商譽，預期系數(shù)α1顯著為正。

其中，i代表企業(yè)；t代表年份；α1為解釋變量的回歸系數(shù)；Ex_gwrate為超額商譽，Nactual為無實際控制人，Control為控制變量，Ind、Year分別為行業(yè)固定效應和年度固定效應。

四、實證結果與分析

(一 )描述性統(tǒng)計

表2列示了主要變量的描述性統(tǒng)計結果。由表2可知，超額商譽(Ex_gwrate)的均值、中位數(shù)分別為0.015和0，最大、最小值分別為0.3、-0.497，這表明雖然超額商譽整體處在可控水平，但部分企業(yè)的超額商譽偏高，且不同樣本公司的超額商譽水平存在較大差異。無實際控制人(Nactual)的均值為0.044，說明無實際控制人的樣本占全部樣本的4.4%，相較于畢立華和羅黨論(2021)的研究數(shù)量(0.03)相對有所增加，這與無實際控制人爆發(fā)式增長的實際趨勢相吻合，此外，Nactual中位數(shù)為0，小于均值0.044，也反映出資本市場越來越多的出現(xiàn)無實際控制人現(xiàn)象，分布與相關研究基本一致。

表2 變量的描述性統(tǒng)計

(二 )回歸結果分析

表3為無實際控制人與超額商譽的OLS回歸結果。列(1)-(3)分別為是否控制企業(yè)層面因素及行業(yè)年度因素前后的回歸結果，結果顯示，無論是否控制相關因素，無實際控制人Nactual的回歸系數(shù)均在1%的水平上顯著為正，表明無實際控制人加劇了企業(yè)超額商譽，回歸結果均支持假說H1b。

表3 主回歸檢驗

(三 )穩(wěn)健性檢驗

為確保本文結論的有效性，本文進行了一系列的穩(wěn)健性檢驗。

1.替換超額商譽的衡量方式。本文借鑒張新民等(2020)的做法，采用企業(yè)期末的商譽賬面價值和當年同行業(yè)均值之差與企業(yè)期末總資產(chǎn)的比值來衡量超額商譽。結果見表4第(2)列，Nactual的系數(shù)為0.016，在1%的水平上顯著為正，說明無實際控制人會加劇超額商譽，回歸結果仍支持假說H1b。

表4 穩(wěn)健性檢驗

2.縮短樣本區(qū)間。為排除特殊事項帶來的影響，本文剔除2008年金融危機及2020年和2021年疫情區(qū)間的樣本數(shù)據(jù)進行實證檢驗，結果見表4第(3)列，Nactual的系數(shù)為0.009，在1%的水平上顯著為正，回歸結果仍支持假說H1b。

3.固定效應模型。為控制可能遺漏的公司特質(zhì)因素對實證結果的干擾，本文參考李璐等(2019)的做法，使用固定效應模型重新對無實際控制人與超額商譽的關系進行檢驗，結果列于表4第(4)列，Nactual的系數(shù)為0.007，在5%的水平上顯著為正，表明在控制個體效應后，無實際控制人與超額商譽仍存在顯著的正向影響，回歸結果仍支持假說H1b。

4.內(nèi)生性檢驗。

(1)超額商譽的未來一期?？紤]到本文結果可能受雙向因果所致的內(nèi)生性影響，本文借鑒劉佳偉和周中勝(2021)的做法，采用未來一期的超額商譽替代同期超額商譽重新進行回歸，結果如表4第(5)列，Nactual的系數(shù)為0.011，在1%的水平上顯著為正，說明在考慮其他因素可能對超額商譽的影響后，回歸結果仍支持假說H1b。

(2)PSM匹配回歸。無實際控制人對超額商譽的影響可能存在公司特質(zhì)導致的內(nèi)生性干擾，即無實際控制人企業(yè)可能更容易產(chǎn)生內(nèi)部治理問題，進而影響超額商譽。為消除樣本自選擇問題對本文研究結論的干擾，本文借鑒劉佳偉和周中勝(2021)的做法，通過在第一階段根據(jù)不同公司治理狀況及企業(yè)規(guī)模、財務、治理特征對有無實際控制人企業(yè)進行樣本配對，從而消除最終樣本企業(yè)間的公司治理、財務狀況差異。根據(jù)1:1最近鄰匹配、核匹配、兩種匹配方式得到樣本數(shù)據(jù)分別進行實證檢驗，檢驗結果如表5所示，Nactual回歸系數(shù)均在1% 的水平上顯著。顯然，無實際控制人加劇了超額商譽，本文結論仍然穩(wěn)健。

表5 PSM檢驗

五、異質(zhì)性檢驗

基于上述理論分析，無實際控制通過負面影響公司治理進而產(chǎn)生超額商譽。那么不同內(nèi)部外治理特征下，無實際控制人對超額商譽的影響也應該存在顯著差異，對此，本文分別按照內(nèi)外部治理特征進行分組檢驗。

(一 )內(nèi)部治理特征的異質(zhì)性分析

1.股權制衡度。無實際控制人在股權制衡度較低時更容易產(chǎn)生超額商譽。具體而言，當股權制衡度較低時，企業(yè)內(nèi)部股權相對集中，大股東掌握更大的話語權，相對于高度股權制衡下的約束環(huán)境，股權制衡度較低更容易引發(fā)大股東的利益侵占。在資本市場中，并購交易通常被認為是利好的信號，因而資本市場的正面反饋能夠給予大股東最直接經(jīng)濟收益，基于自利動機，大股東會更傾向于推動并購交易，進而產(chǎn)生更多的超額商譽。

借鑒楊文君等(2016)的做法，本文以第二至第十大股東持股比例之和與第一大股東持股比例之比衡量股權制衡度，根據(jù)同行業(yè)、同年度股權制衡度(Balance)的中位數(shù)分為股權制衡度高(Balance=1)、低(Balance=0)兩組，預計Nactual的系數(shù)在股權制衡度較低組會更顯著。由表6第(1)(2)列可知，股權制衡度較低組中，Nactual系數(shù)為0.019，且在1%的水平上顯著為正，而在股權制衡度較高組不顯著。結果表明，在企業(yè)內(nèi)部股權制衡度較低時，無實際控制人對超額商譽的影響更明顯。

表6 無實際控制人與超額商譽影響——基于股權制衡度和管理層風險偏好分組檢驗

2.管理層風險偏好。管理層風險偏好程度較高時，無實際控制人會產(chǎn)生更多超額商譽。具體而言，管理者風險偏好越高，他們越可能粉飾公司利潤，這種機會主義行為促使管理層在并購過程中忽視其行為的合理性和公允性，出于私利動機盲目擴張，冒險進行并購并過高估計被并購企業(yè)的價值，進而增加企業(yè)出現(xiàn)巨額商譽泡沫的風險。因此，在無實際控制人企業(yè)中，風險偏好程度越高的管理層越傾向于做出并購決策，且更愿意支付高額的并購溢價，形成更多的超額商譽。

借鑒Walls和Dyer(1996)、龔光明和曾照存(2013)的做法，本文采用公司風險資產(chǎn)與總資產(chǎn)的比來衡量管理者風險偏好(MRP)。其中，公司風險資產(chǎn)包括交易性金融資產(chǎn)、應收賬款、投資性房地產(chǎn)、債券投資、其他債券投資與其他權益投資工具的總和。根據(jù)同行業(yè)、同年度風險資產(chǎn)占比(MRP)的中位數(shù)分為高(MRP=1)、低(MRP=0)兩組，預計在管理層風險偏好程度較高組更顯著。由表6第(3)(4)列可知，管理層風險偏好程度較高組中，Nactual系數(shù)為0.01，且在1%的水平上顯著為正，在管理層風險偏好程度較低組回歸系數(shù)為0.008，在10%的水平上顯著為正。結果表明，在企業(yè)管理層風險偏好程度較高時，無實際控制人對超額商譽的影響更明顯。

(二 )外部治理特征的異質(zhì)性分析

良好的法治環(huán)境可以抑制超額商譽。法治是營商環(huán)境的重要特征之一，法治水平越高，越可能約束企業(yè)管理層和股東的機會主義行為，緩解代理糾紛問題，這會降低管理層或大股東操縱超額商譽的可能性。因此，相較于良好的法治化環(huán)境所帶來的治理效應，當企業(yè)處于較低的法治水平時，無實際控制人超額商譽的影響更大。

基于數(shù)據(jù)的可獲得性，本文借鑒余明桂和潘紅波(2008)的做法，采用各省份的經(jīng)濟案件結案率(即結案數(shù)與收案數(shù)之比)來衡量各地區(qū)的法治水平。并將該變量按照行業(yè)-年度中位數(shù)分為法治水平較高(Law=1)和法治水平較低(Law=0)兩組，預計在法治水平較低組更顯著。由表7第(3)(4)列可知，法治水平較低組的Nactual系數(shù)為0.01，在1%的水平上顯著為正，法治水平較高組不顯著。結果表明，在法治水平較低時，無實際控制人對超額商譽的影響更明顯。

表7 無實際控制人與超額商譽影響——基于審計機構特征和法治水平的分組檢驗

六、 進一步影響機制檢驗

如前文分析，無實際控制人加劇了企業(yè)超額商譽，主要原因在于無實際控制人強化了股東和管理者的自利動機，激化了大股東與中小股東以及管理者與股東之間的利益沖突，加劇了企業(yè)內(nèi)部治理問題，進而加劇了企業(yè)的超額商譽。本部分分別從無實際控制人能夠強化并購動機、提供并購機會和操縱并購權力等三個方面，深入探討無實際控制人對超額商譽的影響。

1.從并購動機層面講，(1)基于股東立場，并購具有資源協(xié)同效應，且能在市場上傳遞利好信號，無實際控制人產(chǎn)權不明晰帶來的控制權爭奪耗費了大量資源收益，此時股東并購目的可能更多是為推高市場估價獲取私人收益而非企業(yè)長久發(fā)展。(2)基于管理者立場，并購商譽具有掩蓋過去操縱、提升當期業(yè)績、創(chuàng)造未來調(diào)控空間的作用，不僅能使管理者留下豐功偉績，獲取當期績效回報，還能在經(jīng)理人市場樹立良好聲譽，為個人未來職業(yè)發(fā)展提供良好機會。因此，股東和管理者都具有推動并購泡沫商譽的強烈意愿，進而產(chǎn)生較多的超額商譽。

2.從并購機會層面講，(1)基于股東立場，大股東相對于中小股東在企業(yè)資源信息方面占據(jù)優(yōu)勢，可以利用契約不完備性左右經(jīng)濟決策，大股東會更傾向于犧牲其他股東的利益尋求利益平衡，彌補無實際控制人企業(yè)中控制權爭奪帶來的損失。(2)基于管理者立場，所有權的監(jiān)督缺位削弱了實際控制人、股東對管理者的監(jiān)督與制衡，管理者的經(jīng)營自主權為其自利行為增加尋租便利。因此，無實際控制人股權結構為各主體提供了謀私機會與操作空間。

3.從并購權力層面講，(1)基于股東立場，上市公司的董事長和總經(jīng)理往往由大股東及其一致行動人指派或擔任，對公司資源有較大的影響力和控制力，大股東具備產(chǎn)生超額商譽的主導力和推動力。(2)基于管理者立場，無實際控制人所有權的高度分散使得小股東缺乏激勵去監(jiān)督公司管理者，控制權更容易掌握在管理者手中，管理者在并購決策中擁有高度的管理自主權，他們的行為和動機直接影響并購的成敗。因此，各主體均有能力推動產(chǎn)生更多超額商譽。

為了檢驗上述推斷，本文采取并購傾向作為并購意愿的外在表現(xiàn)(Wmerge)，即企業(yè)當年是否發(fā)生并購，若當年企業(yè)發(fā)生并購則賦值為1，否則為0；采取一類代理成本(Agcost1)和二類代理成本(Agcost2)作為無實際控制人提供尋租操縱機會(Cmerge)的外在表現(xiàn)，分別用管理費用率和其他應收款占比代表兩類代理沖突；采取企業(yè)當年的并購次數(shù)(Numerge)和并購溢價(Abmerge)作為無實際控制人具有推動超額商譽能力(Pmerge)的外在表現(xiàn)，并采用(并購支付對價-并購標的賬面價值)/并購標的賬面價值作為并購溢價的代理變量。

基于以上分析，本文構建模型(2)以檢驗無實際控制人對超額商譽的作用的三種渠道，其中，M1為并購意愿Wmerge，M2為并購機會Cmerge，M3為并購權力Pmerge，模型(2)中所有解釋變量和控制變量的定義均與模型(1)保持一致。

表8第(1)-(6)列為無實際控制人影響超額商譽動機、機會、權力的檢驗結果，其中，并購意愿和機會(Wmerge、Cmerge，其中Cmerge表現(xiàn)為Agcost1和Agecost2)的回歸系數(shù)均在1%的水平上顯著為正，表明無實際控制人強化了各主體推動超額商譽獲利的動機、擴大了內(nèi)部各主體的尋租空間進而使企業(yè)產(chǎn)生更多的超額商譽，并購權力(Pmerge，表現(xiàn)為Numerge和Abmerge)的回歸系數(shù)均在10%的水平上顯著為正，表明無實際控制人中的股東和管理者可以通過操縱權力推動并購，進而產(chǎn)生超額商譽。結合前文的理論分析，三個方面的影響路徑得證。

表8 進一步研究：作用機制的檢驗

七、結論與建議

本文以2008 -2021年滬深A股上市公司為樣本，實證檢驗了無實際控制人與超額商譽之間的關系及其作用機制。研究結果表明：無實際控制人與超額商譽顯著正相關。異質(zhì)性檢驗發(fā)現(xiàn)，在股權制衡度較低、管理層風險偏好程度較高、由非“四大”審計以及處于較低的法治水平的企業(yè)中，無實際控制人對超額商譽的影響更顯著。進一步研究發(fā)現(xiàn)，無實際控制人通過強化并購動機、提供尋租機會和操縱并購權力產(chǎn)生更多的超額商譽。此外，在考慮了樣本區(qū)間、更換被解釋變量、遺漏變量、雙向因果、樣本自選擇等內(nèi)生性問題后結論依然成立?；谝陨戏治鼋Y論，本文得出以下啟示并嘗試給出一些建議：

1.對于企業(yè)自身而言，一方面，應主動設計良好的股權結構，使各方權責利分配合理公允，促使各方勤勉履職、努力工作，與企業(yè)一同成長，避免一方主體凌駕于公司治理之上，攫取企業(yè)和各方主體的合法權益。另一方面，應完善內(nèi)部治理機制，監(jiān)督執(zhí)行良好的內(nèi)部控制制度，遏制管理層或大股東借助并購獲取短期收益的高風險私利行為，切實防范并購商譽的超額溢價風險，樹立長期可持續(xù)發(fā)展的行為理念。

2.對于監(jiān)管部門而言，應針對商譽過高的現(xiàn)象加強監(jiān)管，引導企業(yè)樹立并購商譽不當導致的減值風險的預期，降低發(fā)生連鎖風險的可能性，同時，相關政府部門應當積極利用市場化方式助力企業(yè)化解商譽風險，優(yōu)化市場資源配置效率，為資本市場維穩(wěn)打好基礎，筑牢根基。