高管权力与并购绩效：信息披露质量的调节效应

王春林，刘淑莲

(东北财经大学 会计学院， 辽宁 大连 116025)

一、引 言

现有研究表明，虽然并购行为并不一定能为并购方股东创造价值[1]，甚至可能会造成重大损失[2]，但其却一直受到资本市场的推崇与青睐。由于高管是并购行为的决策者，并且在并购实施过程中发挥主导作用[3]，因而，现有研究考察了高管动机和行为对公司并购行为的影响，发现高管进行并购行为的一个重要动机是获取私有收益[4-5]，并且随着高管权力的增大，资本市场给予企业并购的负面反应愈发强烈[6-7]，这意味着高管权力可能会给并购绩效带来负面影响。那么，如何有效抑制高管权力可能是提升并购绩效的关键问题。现有研究发现，构建完善的内部控制体系、加快市场化进程等能够有效制衡高管权力，进而削弱高管权力对并购绩效的负面影响[8-9]。实际上，信息披露是公司治理的重要组成部分，同时也是连接公司和投资者之间的信息桥梁，其主要功能就是缓解公司与投资者之间的信息不对称[10-11]。因此，信息披露可能通过缓解公司与投资者之间的信息不对称来抑制高管凭借其权力从并购中谋取私利的行为。

本文考察并购方高管权力、信息披露质量与并购绩效之间关系，试图回答以下问题：并购方高管权力对并购绩效有何影响？信息披露质量是否会影响高管权力与并购绩效之间的关系？在我国特殊制度背景下，信息披露质量对高管权力与并购绩效的影响在国有企业和非国有企业之间是否存在差异？

本文的主要贡献为：(1)现有研究[7-8-9-12]发现高管权力对并购绩效有显著的负向影响。而本文研究发现，高管权力对短期并购绩效没有显著影响，而对长期并购绩效有显著负向影响，这一发现丰富了已有关于并购绩效的研究。(2)现有研究主要从过度自信[7]、内部控制[8]、市场化进程[9]、产权性质[12]等角度研究高管权力对并购绩效的影响。而本文从信息披露质量角度考察其对高管权力与并购绩效之间关系的调节效应，这丰富了关于抑制高管权力的现有文献。(3)本文发现信息披露质量对高管权力不利影响的抑制效应在国有企业中更为显著，这也为进一步深化国有企业改革提供了有益的实践启示。

二、理论分析与研究假设

所有权与控制权分离是现代公司的典型特征。Jensen[13]认为，在信息不对称情况下，由于管理者与股东利益不一致产生了代理冲突。作为公司控制权的实际掌控者，管理者可能会将额外的现金流投到一些净现值为负的项目，通过扩大公司规模以提高个人声誉。在这种情况下，如果处在信息劣势方的股东不能有效地监督管理者的投资决策，那么，只要管理者谋取私利的投资机会出现，他们就会以牺牲股东利益为代价进行过度投资行为。公司并购作为一项能够迅速扩大公司规模的战略，深受管理者的推崇[14]。现有研究表明，管理者权力越大，其对公司经营决策的影响越大[15]。这一方面会加剧管理者与股东之间的信息不对称程度，另一方面会增强管理者在实施并购过程中谋取私人利益的动机与能力，进而对并购价值创造造成不利影响[4-5]。

如果公司高管在运营过程中拥有较大权力，那么公司治理机制可能不会发挥有效作用，进而确保高管做出正确投资决策可能性降低。Mueller[16]研究发现，高管薪酬随着公司规模增大而增加，这会导致公司高管有强烈动机通过并购战略扩大公司规模，而对并购战略实际效果则缺乏审慎考虑。Grinstein和Hribar[6]研究指出，公司高管拥有的权力越大，为了获得超额报酬进行并购的动机越强烈，但资本市场通常会对高管主导的并购行为给出消极评价。卢锐[17]研究表明，薪酬激励可能会增大高管权力，削弱公司治理作用，进而加剧信息不对称程度。高管权力增大意味着高管有强烈的动机和较大话语权促使企业进行并购行为，但这种并购行为通常由高管追逐私利所致，因此可能会以损害公司整体价值为代价[12]。此外，行为金融理论也为解释企业并购行为提供了有力支撑。Roll[18]提出的“自负假说”突破了传统“理性经济人”假设，从非理性的视角对高管过度投资行为进行分析，认为作为代理人的高管有着高估自身管理能力的可能性，他们在并购过程中通常会过度乐观地评价并购行为的收益和协同效应，从而导致并购价格偏高和并购绩效较差。基于此，笔者提出如下假设：

假设1：并购方高管权力对并购绩效产生负向影响。

孟德斯鸠在《论法的精神》一书中指出：“一切有权力的人都容易滥用权力，要防止权力的滥用，就必须对其加以约束。”因此，如何有效抑制高管权力进而提升公司并购绩效，这一问题得到越来越多学者的关注。赵息和张西栓[8]利用中国上市公司数据研究发现，良好的内部控制能够制衡高管权力，进而有助于并购价值创造。陈旭东等[9]基于中国非金融类上市公司并购事件研究发现，市场化进程能够起到抑制高管权力对并购绩效负面影响的作用。笔者认为，信息披露作为公司治理机制的重要组成部分，其主要作用是降低公司内部与投资者之间的信息不对称程度[11]，这可以抑制高管权力对并购绩效不利影响。在中国情景下的具体影响机理为：一是中国正处于经济转型的关键期，证券市场虽然取得了长足发展，但上市公司信息披露不规范、信息不透明等问题依然困扰着证券市场的有效运行[19]。由于缺乏有效的公司治理机制与相对完善的证券市场制度，上市公司倾向于将信息披露理解为公司必须履行的义务。由于上市公司缺乏信息披露的内在动力，使得信息披露质量在公司之间存在较大差异。对于信息披露质量较高的公司，由于其股东或其他利益相关者能够获取投资决策所需的较为真实、准确、完整、及时的信息，因此，公司业绩能够较为准确地反映公司实际经营状况，股票价格也能更为准确地反映管理者凭借权力而产生的机会主义行为，诸如破产、接管、解聘等惩戒机制能够促使管理者尽量去追求股东价值最大化[9]。二是美国大法官路易斯布兰迪(Louis Brandeis)这样描述信息披露的重要性：“矫正社会及产业中的弊病依赖透明的信息，因为阳光是最佳的防腐剂，灯光是最有效的警察”。林毅夫等[20]研究指出，信息可以减少信息不对称和责任不对等导致的管理者机会主义行为，信息越全面、真实，越有助于促进股东与管理者的激励相容，降低代理成本。魏明海等[21]研究发现，财务会计信息在保护投资者方面具有至关重要的作用，它有助于缓解信息不对称导致的信息问题和代理问题。总之，信息披露质量有助于缓解管理者与股东之间的信息差异，进而制约管理者利用权力之便在并购过程中谋取私利的机会主义行为。基于此，笔者提出如下假设：

假设2：与信息披露质量较低的企业相比，信息披露质量较高的企业高管权力对并购绩效的负向影响较弱。

由于在中国特殊制度背景下，企业性质存在显著差异，因此，笔者进一步分析企业性质的影响。笔者认为，与非国有企业相比，国有企业高管更容易利用权力之便削弱信息披露质量，进而获取更多的“私有收益”[21]，这也使得信息披露的作用在国有企业中更为显著。在国有企业中，政府部门作为监督高管的主要力量，由于监督动力薄弱以及控制链条较长而导致监督能力受到限制。此外，中国资本市场中相关政策法规的制定和执行尚不完善，这使得国有企业高管承担的法律风险和责任更少，因此，国有企业高管有更多机会凭借权力谋取私利。总之，由于国有企业与非国有企业的高管拥有谋取私利能力存有差异，高管在国有企业中凭借其权力谋取私利更为容易，使得信息披露在国有企业中发挥的作用更为明显。基于此，笔者提出如下假设：

假设3：与非国有企业相比，国有企业信息披露质量抑制高管权力对并购绩效的负面影响更强。

三、研究设计

(一)样本选取及数据来源

笔者选取Wind数据库中首次公告日在2012—2016年深市A股并购重组事件为初始样本。由于本文测量的并购绩效要求并购方应为上市公司，同时遵照李善民和周小春[22]与曹廷求等[23]相关研究做法，对初始样本进行如下筛选：标的出让方与获得方所属国家均为“中国”；交易项目进度为“完成”；剔除交易金额不明确和小于1 000万元的样本；标的获得方为深市A股上市公司；剔除行业代码为I(金融业)和M(综合类)的样本公司；剔除并购事件发生当年属于ST和*ST类的样本公司；剔除退市的样本公司；若同一公司在同一年份发生多次并购，选择交易额最大的一次作为研究样本；将同一公司在不同年份的多次并购视为多个样本事件；剔除并购首次公告日之前一年内发生高管变更事件样本。信息披露质量数据来自深圳证券交易所网站。高管权力数据来自CSMAR数据库。其他变量根据并购交易事件前一年末数据进行测量，这些数据来自于Wind和CSMAR数据库。为了控制异常值的影响，本文将连续变量在1%和99%分位数进行Winsorize处理。

(二)变量测量与说明

1.并购绩效。并购绩效测量主要有：事件研究法和会计研究法。由于中国上市公司经常进行财务报表式重组，因此，报表上的财务绩效无法真实反映并购对资产质量的影响，这意味着利用会计研究法衡量并购绩效可能与真实情况相反，事件研究法则能避免该问题。这是因为股价具有前瞻性，一旦市场意识到某一并购重组仅是财务报表式的，股价做出反应的可能性降低[1]。有鉴于此，本文采用学术界常用的事件研究法，根据事件研究法计算累计超额收益率(CAR)和长期持有超额收益(BHAR)。CAR测量为并购首次公告日当天及前后3天的公司股票价格的累计超额收益率。具体计算方法为：首先，运用市场模型法[24-25]，即ri,t=αi+βirm,t+ε。其中，ri,t代表t时期考虑现金红利再投资的股票i的日收益率；rm,t代表t时期考虑现金红利再投资的分市场m的日收益率。以此计算出并购首次公告日前后3个交易日的预期收益，该模型的估计区间参照陈仕华等[25]与王化成等[26]的普遍做法，选取并购首次宣告日前150个交易日至宣告日前30个交易日。然后，利用并购首次宣告日前后3个交易日的实际收益减去相应的预期收益计算异常收益(AR)。最后，将并购宣告日前后3个交易日的异常收益加总得到7天累计超额收益(CAR)，即CAR=∑ARi,t(-3≤t≤3)。BHAR代表购买公司股票并一直持有到考察期结束，公司股票收益率超过市场组合或对应组合收益率的大小。笔者借鉴Gregory[27]、李善民和朱滔[28]以及陈仕华等[25]的研究，计算并购公司i从并购首次宣告当月开始至并购后36个月的BHAR，公式如下：

(1)

其中，Ri,t代表并购公司i在t月的股票收益率；Rp,t代表对应组合的等权月收益率；T=0—36；t=0代表并购首次宣告当月，t=1代表并购后一个月，以此类推。对于对应组合的月平均收益率的计算，参照陈仕华等[25]与李善民和朱滔[28]控制公司规模效应和权益账面/市值比(每股权益/年末收盘价)效应的交叉分组方法：首先，根据公司在t年(并购事件发生当年)6月份的流通市值规模，从小到大排序，等分成5组；其次，根据公司在t-1年(并购事件发生前一年)12月份的权益账面/市值比，将上述5组从小到大排序后再次等分成5组，共被等分为25组；最后，分别计算所考察期间的每一年各组上市公司的等权月收益率，即公司对应组合的月收益率Rp,t。

2.高管权力(Power)。笔者借鉴刘星等[29]的做法，将高管限定为总经理、CEO和总裁等实际控制着企业经营决策的“核心高管”。借鉴张洽和袁天荣[5]、Finkelstein[30]以及刘星等[29]的做法，通过以下指标构建高管权力指数：(1)两职兼任情况，使用四分法定序指标扩充总经理是否兼任董事长指标的传统做法，将总经理不在董事会任职时赋值为1，兼任董事赋值为2，兼任副董事长赋值为3，兼任董事长赋值为4；(2)任职职位数，总经理所任职位的数量；(3)内部董事比例，公司董事会中内部董事所占比例；(4)股权分散度，公司第二到第十大股东持股比例之和与第一大股东持股比例的比值。笔者将4个权力指标加总之后的均值构建高管权力指数，数值越大，表明高管权力越大。

3.信息披露质量(IDQ)。遵照张宗新等[19]的做法，本文采用深圳证券交易所对在其上市公司的信息披露考核评级作为信息披露质量的衡量方法。深圳证券交易所根据上市公司全年的信息披露行为，从及时性、准确性、完整性、合法性等四个方面进行综合考核，最终形成考评结果的四个等级：“优秀”“良好”“及格”“不及格”。笔者将四个等级依次赋值为4(优秀)，3(良好)，2(及格)，1(不及格)，数值越大，说明信息披露质量越好。

4.控制变量。本文选择如下控制变量：公司规模(Size)，公司总资产的自然对数；公司绩效(Roa)，公司总资产收益率；资产负债率(Lev)，公司总负债与总资产的比值；成长性(M/B)，公司账面价值比；企业性质(Type)，公司终极控制人为国有企业取1，否则取0；上市公司年龄(Age)，公司上市年龄的自然对数；董事会规模(Board)，公司董事会人数的自然对数；独立董事比例(Indent)，公司独立董事人数与董事会总人数比值；股权集中度(Center)，公司第一大股东持股比例与第二到第十大股东持股比例和的比值；两职兼任(Dual)，公司董事长与总经理是否分离，是取1，否则取0；机构投资者持股(Intist)，公司机构投资者持股比例；媒体关注(Media)，公司媒体关注条数的自然对数；市场化程度(Market)，根据樊纲和王小鲁[31]编制市场化指数测算，大于样本年度平均值取1，否则取0。此外，本文还控制年份效应(Year)和行业效应(Industry)。年份虚拟变量是以2012年为基准年，共设置4个年度虚拟变量(Year_i,i=13，14，15，16)；行业划分是根据中国证监会(2001版)《上市公司行业分类指引》制定的标准(制造业按照二级代码分类，其他按一级代码分类)，剔除金融业(I)和综合类(M)外，共有20个行业子类。

四、回归结果与分析

(一)回归分析

表1给出高管权力、信息披露质量与并购绩效之间关系的回归结果。表1中的模型1—模型4给出高管权力、信息披露质量与短期并购绩效之间关系的回归结果。模型1为仅包括控制变量的回归结果。模型2将高管权力变量引入模型1。回归结果显示，高管权力对短期并购绩效没有显著影响。模型3将信息披露质量变量引入模型2。回归结果显示，信息披露质量对短期并购绩效没有显著影响。模型4将高管权力与信息披露质量交互项变量引入模型3。回归结果显示，信息披露质量对高管权力与短期并购绩效之间关系没有调节作用。模型5—模型8给出高管权力、信息披露质量与长期并购绩效之间关系的回归结果。模型5为仅包括控制变量的回归结果。模型6将高管权力变量引入模型5。回归结果显示，高管权力变量的回归系数为-0.844，t值为-3.350，在1%水平上显著，说明高管权力越大，长期并购绩效越差，这与假设1的预测相一致。模型7将信息披露质量变量引入模型6。回归结果表明，高管权力变量回归系数为-0.852，t值为-3.390，仍在1%水平上显著，与模型6回归结果没有实质差异；信息披露质量变量的回归系数为0.116，t值为1.710，在10%水平上显著，说明信息披露质量越高，长期并购绩效越好。模型8将高管权力与信息披露质量交互项变量引入模型7。回归结果显示，交互项变量的回归系数为0.452，t值为1.840，在10%水平上显著，说明信息披露质量对高管权力与长期并购绩效之间负相关关系有正向调节作用。[注]由于单独放入IDQ变量时，IDQ变量的回归系数是正的，但当引入Power×IDQ时，Power变量的回归系数仍然显著为负，IDQ变量的回归系数则由正变为负。出现这一结果可能是由于IDQ变量与Power×IDQ存在一定程度的多重共线性问题所致。由于在本文中，Power变量是主影响，IDQ是调节效应，在引入Power×IDQ时，Power变量的主影响没有符号变化，仍然保持显著的负影响，而Power×IDQ的符号显著为正，可以说明IDQ调节了Power对并购绩效的影响。这意味着，随着信息披露质量的提升，高管权力对长期并购绩效的负向影响能够有一定程度的缓解。这与假设2的预测相一致。

表1 高管权力、信息披露质量与并购绩效

注：括号中数值为t值；*、**和***分别代表10%、5%和1%的显著性水平；控制年份和行业；下同。

表2是基于不同股权性质企业的高管权力、信息披露质量与并购绩效之间关系进一步分组检验的结果。根据并购方的最终控制人是否为政府或国资委，将样本分为国有企业组和非国有企业组。其中，模型9和模型10分别给出国有企业和非国有企业样本组的信息披露质量调节并购方高管权力与短期并购绩效之间关系的回归结果。回归结果显示，模型9中信息披露质量与高管权力交互项的回归系数为0.014，t值为0.450，不显著；模型10中信息披露质量与高管权力交互项的回归系数均为0.003，t值为0.110，也不显著。说明无论是在国有企业还是非国有企业，信息披露质量均无法起到抑制高管权力对短期并购绩效负面影响的作用。模型11和模型12分别给出国有企业和非国有企业样本组的信息披露质量调节并购方高管权力与长期并购绩效之间关系的回归结果。回归结果显示，在模型11的国有企业样本组，信息披露质量与高管权力交互项的回归系数为0.663，t值为1.740，在10%水平上显著；而在模型12的非国有企业样本组，交互项变量的回归系数为0.107，t值为0.300，不显著。说明在国有企业中，提升信息披露质量能够更加明显地抑制高管利用权力之便在并购过程中获取私利的机会主义行为。这与假设3的预测相一致。

表2 基于企业性质分组的回归结果[注]表2中控制变量的回归结果略，留存备索，下同。

(二)稳健性检验

为了检验前文实证结果的稳健性，本文进行如下测试：一是使用主成分分析法构建高管权力指数作为另一个衡量高管权力的变量(Power_1)，然后将此变量放入相关模型，测试结果表明，前文实证结果没有发生实质性改变。二是将全部样本根据信息披露质量分为高低类，即将“优秀”和“良好”归为一类，赋值为1，将“合格”和“不合格”归为一类，赋值为0，然后将上述的虚拟变量分类作为信息披露的替代性指标进行回归检验。测试结果表明，前文实证结果仍然得到支持。

五、进一步分析

(一)资产负债率分组的回归结果

由于金融机构在监督企业信息披露中发挥着重要作用，因此，本文进一步检验在资产负债率水平不同的情况下，信息披露对高管权力与并购绩效之间的调节效应是否会存在显著差异。检验结果如表3所示。其中，模型1与模型2为基于不同资产负债率水平企业的高管权力、信息披露质量与短期并购绩效之间关系的分组回归结果，模型3与模型4为基于不同资产负债率水平的高管权力、信息披露质量与长期并购绩效之间关系分组回归结果。模型1与模型2的回归结果表明，在高负债企业组(模型1)，信息披露质量与高管权力交互项的回归系数为-0.022，t值为-0.750，在10%的水平上显著；而在低负债企业组(模型2)，信息披露质量与高管权力交互项的回归系数为0.052，t值为1.750，不显著，说明在低负债企业中，信息披露质量能够起到抑制高管权力对短期并购绩效负面影响的作用。模型3与模型4的回归结果表明，在高负债企业组(模型3)，信息披露质量与高管权力交互项的回归系数为0.416，t值为1.240，不显著；而在低负债企业组(模型4)，交互项变量系数为1.062，t值为2.570，达到5%的显著性水平，这意味着在低负债企业中，提升信息披露质量能够更加明显地抑制高管利用权力之便在并购过程中获取私利的机会主义行为，进而获得更好的长期并购绩效。

表3 基于资产负债率分组的回归结果

(二)市场化程度分组的回归结果

由于市场化程度不同，信息披露质量对高管权力与并购绩效之间关系的调节效应也会存在差异。为此，本文还进一步检验了处于不同市场化程度的企业高管权力、信息披露质量与并购绩效之间关系。根据企业所在地区的市场化程度中位数，本文将样本分为高市场化组和低市场化组。检验结果如表4所示。模型5和模型6的回归结果表明，无论是在高市场化程度组还是低市场化程度组，信息披露质量均没有起到显著的调节效应。模型7和模型8的回归结果表明，在高市场化程度组(模型7)，信息披露质量与高管权力交互项变量的回归系数为0.159，t值为0.440，不显著；而在低市场化程度组(模型8)，信息披露质量与高管权力交互项变量系数为0.734，t值为1.950，达到10%的显著性水平，这意味着在低市场化程度地区的企业，提升信息披露质量能够更加明显地抑制高管利用权力之便在并购过程中获取私利的机会主义行为，进而获得更好的长期并购绩效。

表4 基于市场化程度分组的回归结果

六、结论与启示

本文研究并购方高管权力、信息披露质量与并购绩效之间关系，得到如下结论：(1)并购方高管权力对短期并购绩效没有显著影响，对长期并购绩效有显著负向影响。(2)并购方信息披露质量越高，高管权力对并购绩效的负面影响越小。(3)相对于非国有企业，国有企业信息披露质量抑制高管权力对并购绩效的负面影响作用更强。(4)对于处在市场化程度较低地区的企业，以及资产负债率水平较低的企业而言，信息披露质量在抑制高管权力对并购绩效的负面影响方面作用更强。

本文的研究为上市公司提升并购绩效提供有益的实践启示：一是由于高管权力对短期并购绩效没有显著影响，对长期并购绩效有显著负面影响，因此，股东们不应该仅利用短期绩效结果作为评判高管机会主义行为的依据，而是要依靠长期绩效结果。二是公司在进行诸如并购等重要决策时，高管会利用权力之便谋取私利，因此，股东们应该督促公司提升信息披露质量，进而制衡过度膨胀的高管权力对并购决策的负面影响。三是相比于非国有企业而言，在国有企业中提升信息披露质量起到制衡高管权力的作用更为明显，因此，在新一轮深化国有企业改革过程中，应该保障公司信息的及时性、完整性、准确性和合法性，进一步提升国有企业信息披露质量。四是对于缺乏诸如来自金融机构有效的监督机制情况下，以及处在市场化程度较低地区的企业而言，更应该积极发挥信息披露的正面作用。