管理层权力、股权集中度与并购商誉

陶萍 彭晓洁

【摘 要】 文章以我国A股2009—2016年上市公司的数据为观测样本，实证检验了管理层权力与并购商誉之间的关系。研究发现，管理层权力与企业的并购商誉显著正相关，管理层权力越大企业越容易进行并购交易，进而增加企业并购商誉。考虑到股东在企业治理中扮演的角色，进一步检验了股权集中度对上述两者关系的影响。结果表明，上市公司股权集中度会影响管理层权力与并购商誉之间的关系，股权集中度越高的企业，股东对管理层的监督制约能力越强，能抑制管理层的盲目并购交易，从而减弱管理层权力与并购商誉之间存在的正向关系。最后提出了优化企业治理机制与治理环境，保证管理层与股东价值导向一致等建议。

【关键词】 管理层权力; 股权集中度; 并购商誉

【中图分类号】 F275  【文献标识码】 A  【文章编号】 1004-5937（2019）23-0038-07

一、引言

近年来，为提升企业科技创新能力或满足自身资本运作需求，我国许多上市企业进行并购交易，产生大量并购商誉。据年报统计，2010年至2018年我国A股上市公司的商誉金额从不足1 000亿元增长到1.45万亿元，增长幅度超过14倍。对外并购具有弥补企业技术创新能力不足与优化企业产业布局的优点，但由于并购商誉的价值估计在很大程度上受主观判断的影响，很可能为企业未来生产经营埋下隐患。当并购方支付的代价大于取得的被并购方可辨认净资产公允价值份额时，差额就会形成并购商誉。根据企业会计准则规定，商誉资产不需计提折旧，但每年期末需对商誉进行减值测试，当测试发现存在减值时，需计提减值准备。减值测试受主观因素影响较大，因此商誉减值测试的操纵空间较大，已经成为经营风险的重要诱因。

Wind数据显示，截至2019年1月31日，至少有270家上市公司2018年业绩预减或预亏，其根本原因是巨额商誉减值。并购商誉是由企业并购交易行为产生的，而作为并购交易的重要参与者与执行者，管理层拥有的权力大小是否会影响并购交易，从而影响并购商誉呢？这是本文首先要探讨的问题。另外，根据代理理论，企业所有者与管理层之间存在代理问题，在并购交易中自然也有可能存在代理问题。那么，股权集中度较高的股东是否更有动力与能力去监督管理层在并购交易过程中的行为，以期降低代理成本呢？这也是本文需要探讨的问题。

二、理论分析与研究假设

（一）管理层权力与并购商誉的关系

管理层权力最初是用来研究其与薪酬契约关系的，后来发展到研究其对企业风险的影响，而后扩展到与公司内外部治理机制的关系。对于管理层权力与薪酬契约的关系，学界没有得出一致结论。有学者认为，管理层权力的增强会导致报酬和在职消费的增加[ 1-2 ]。但也有学者认为，仅有声誉权力和结构性权力与报酬呈正相关关系，而政治权力并不会对薪酬水平产生明显效应[ 3 ]。对管理层权力与企业经营风险关系的研究，学界也存在分歧。主流观点认为，管理层权力与企业风险呈正相关关系，即管理层拥有的权力越大，企业风险也越大[ 4 ]。但也有学者认为，管理层权力与企业风险不存在正相关关系，而是负相关关系或者是单调关系[ 5 ]。此外，一些学者还对管理层权力与公司其他行为的关系进行了研究，Nakauchi and Wiersema[ 6 ]发现，如果上任管理者握有较大的权力，那么常规的权力继承与接任者的战略变革之间的关系将会被削弱。管理层权力也可能对公司的违规行为产生影响，Khanna et al.[ 7 ]发现，管理层权力与公司违规行为存在微弱的相关性。

管理层权力在企业经营活动中的影响涉及方方面面，并购交易自然也会受其影响。并购交易具有弥补企业技术创新能力不足的优点，其在优化企业产业布局的同时也为企业未来业绩带来很大不确定性，主要原因是并购商誉存在较大的主观判断空间。由于商誉资产不需计提折旧，只需每年年末进行减值测试，而减值测试存在较大的操纵空间[ 8 ]，这成为影响企业未来业绩的重要因素。如果对商誉公允价值的评估没有系统的机制，那么商誉估值就缺乏可靠性与公允性，对外披露的会计信息将无法真实反映并购交易的经济实质。商誉在形态上具有不可辨认性，无形中增加了计量难度，核算过程也存在较大争议[ 9 ]。在并购交易中，股权支付是主要的支付方式，其结果往往是对商誉价值的高估[ 10 ]，高成本的商誉最终会降低企业的经营绩效[ 11 ]。

传统金融理论的一个假设前提是完全理性人假设，该假设认为企业管理层在企业投资过程中能够做到完全理性，其会以企业或股东价值最大化为目标来做投资决策。然而，行为金融理论的提出与发展，为研究管理层行为提供了新的视角。该理论发现公司管理层在投资决策中或多或少会存在一些非理性行为。管理层是企业的直接管理者，其薪酬水平很大程度上受企业经营状况的影响，企业的经营绩效越高，其可获得的薪酬也就越高。而合理的并购交易具有整合企业业务结构、改善企业经营发展状况的优势，管理层很可能倾向于实施并购交易来完成企业经营目标。但管理层又非绝对理性的，尤其是当管理层拥有很大的权力时，能够促进更多并购交易活动的完成。并购交易未必会产生并购商誉，但并购商誉的确认必然由并购交易引起。并购方收购被并购企业的主要動机是看重被并购企业潜在的发展力，比如未来创造收益的能力，而这些潜在能力的价值评估就在并购商誉上反映。因此，并购商誉主要受两个因素的影响：一是企业的并购频率，并购交易越频繁，并购商誉就越多;二是对被并购企业发展潜力价值评估的大小，价值评估越高，并购商誉就越大。当管理层拥有的权力越大时，其可能会为了达成自身目的或获得更高报酬盲目进行并购行为，进而增加企业的并购频率，再加上管理层的非理性因素很可能会抬高被并购企业未来发展潜力的价值评估，最终提高了并购商誉。这种现象在我国A股市场上尤为严重，2018年年报披露出来的大量上市公司计提巨额商誉减值准备更是凸显这种现象。基于此，本文提出第一个假设：

假设1：在其他条件不变的情况下，管理层权力与并购商誉呈正相关关系，即管理层权力越大并购商誉也就越大。

（二）股权集中度对管理层权力与并购商誉之间关系的影响

股东对管理层的监督与制约在公司治理机制里扮演着重要角色，而股东持股的集中度决定着股东能否有效监督制约管理层行为，因此，股东持股的合理性对公司治理机制有效运行起着关键作用。为此，学界对股权结构做了大量研究。很多研究发现，大股东持股集中程度与其对管理层的监督制约效应呈正相关关系。当股权越集中时，大股东为维护自身利益将更有动力去对管理层的生产投资行为进行监督，进而提升企业价值[ 12 ]。同时，股东与管理层之间存在的信息不对称现象必然产生代理成本，而随着股权的集中，大股东监督管理层日常生产投资决策行为的动力也随之增强，掌握的经营信息不断增多，能有效降低企业代理成本，提高企业业绩[ 13 ]。我国学者也得出相似结论。徐二明和王智慧[ 14 ]认为，股权集中度的提升能增强大股东对公司经营活动的关注度，监督管理层的力度也会加强，有利于提升公司的业绩。谭韵清和伍中信[ 15 ]对不同行业的企业数据进行研究，发现虽然行业不同，但不影响股权集中度与企业价值之间的正向影响关系。燕洪国和虞金萍[ 16 ]对我国A股民营企业进行研究，发现股权集中度与企业业绩之间存在正向关系。

基于两权分离理论，现代企业随着业务规模的扩大，经营管理的难度也随之提升，很多股东已经无法依靠自身力量来实现企业的高效运转，而具备专业管理知识与经验的职业经理人在公司经营上可以取得更好的成绩，因此，股东会选择把企业日常经营管理权移交给具备专业技能的职业经理人，由其负责日常生产经营，股东自身仅保留对企业的所有权，两权分离的情况由此出现。根据代理理论，两权分离必然导致企业代理问题的出现。公司所有者的目标是股东财富最大化，他们总是希望管理层在公司实际运营中实现风险与收益相匹配，以维护股东利益。但管理者为了自身获得更高的收益，往往采用风险与收益不匹配的投资项目，最终损害股东的利益。由此产生代理问题。并购交易是企业重要的投资决策项目，当管理层权力大的时候，往往会为了实现自身利益而做出有损于股东的决策，而股权越集中的时候，大股东监督管理层经营决策的动力也就越足，进而缓解代理问题。即股权越集中，管理层权力与并购商誉之间的正向关系就越不明显。基于此，本文提出第二个假设：

假设2：在其他条件不变的情况下，股权集中度高的企业相对于股权集中度低的企业而言，管理层权力与并购商誉之间正向关系并不明显。

三、研究设计

（一）样本选择与数据来源

本文采用我国A股2009—2016年上市公司为初始观测对象，并按以下程序进一步筛选：（1）剔除金融类上市公司;（2）剔除ST、*ST、PT类上市公司;（3）剔除主要变量数据缺失的样本;（4）对连续变量进行1%分位Winsorize处理。经过上述处理，本文得到16 006个有效观测值，该样本包含存在并购活动的样本也包含没有并购活动的样本。

（二）变量的选取和定义

1.被解释变量

并购商誉（GW）：本文借鉴郑海英等[ 11 ]的研究，采用当年新增商誉与总资产的比值作为并购商誉的代理指标。

2.解释变量

管理层权力（POWER）：根據卢锐等[ 2 ]的研究，管理层权力主要通过以下三个方面来度量：（1）总经理职权大小，即总经理是否同时任职董事长，是取值为1，表示管理层权力越大，反之管理层权力越小，取值为0;（2）总经理任期长短，总经理的任职时间越长表明管理层权力越大，反之则越小;（3）高管董事人数，指高管担任董事的人数，人数越多，管理层权力越大。考虑到数据的可获得性并结合本文研究的特点和需要，本文选择样本两职合一情况作为管理层权力的替代变量进行实证分析，并将总经理任期与高管董事人数作为管理层权力稳健性检验的替代变量。

股权集中度（SHRCR）：选取前十大股东持股比例之和作为衡量股权集中度的替代指标。同时，为了对股权集中度指标进行分组分析，本文将具体样本与年度中位数比较，大于年度中位数取1，否则取0。

3.控制变量

在控制变量的选取上，参考现有文献的惯常做法，控制了企业规模（SIZE）、企业杠杆（LEV）、审计意见类型（AUDOT）、审计费用（LNFEE）、审计机构类型（BIG4）、国有股占比（RAT）、企业年龄（AGE）、每股现金净流量（NCFP）。为避免行业因素与经济周期因素对回归结果产生影响，亦对行业效应及年度效应进行了控制。各变量定义如表1所示。

（三）模型设计

为了验证管理层权力与并购商誉之间的关系以及在不同的股权集中度下两者之间关系的变化，本文构建如下模型：

四、实证分析

（一）描述性统计

表2是对主要研究变量进行描述性统计的结果。并购商誉（GW）的平均值为0.019，中位数为0，p75为0.005，说明大部分样本不存在并购交易，但本文样本总数为16 006，可以进行分析。管理层权力（POWER）与并购商誉（GW）类似，也是大部分样本属于管理层权力小的组，少部分属于管理层权力大的组，但不影响研究。股权集中度（SHRCR）的平均值为0.466，中位数为0，p75为1，说明样本的股权集中度指标分布较均匀，有利于分组研究。

（二）相关性分析

从表3可以看出：管理层权力（POWER）与并购商誉（GW）的相关系数为0.082，在0.01水平上显著正相关，说明上市公司管理层拥有的权力越大，并购商誉也越大。控制变量中，企业规模（SIZE）与并购商誉（GW）在0.1水平上显著负相关，财务杠杆（LEV）、审计机构类型（BIG4）、国有股占比（RAT）、企业年龄（AGE）与并购商誉（GW）均在0.01水平上显著负相关，而审计费用（LNFEE）、审计师意见（AUDOT）、每股现金净流量（NCFP）与并购商誉（GW）均在0.01水平上显著正相关。以上结果表明本文建立的模型具有很高的合理性。同时，为检验本文建立的模型是否存在多重共线性，进行了VIF（方差膨胀因子）检验，结果如表4所示。从表4可以看出所有变量的VIF（方差膨胀因子）值都在5以内，且除了企业规模（SIZE）与审计费用（LNFEE）以外，其余变量的VIF（方差膨胀因子）值均在2以内，说明本文构建的模型不存在多重共线性问题。

（三）管理层权力与并购商誉的回归分析

由表4可知，R2和调整R2分别为0.173和0.168，说明模型的拟合效果很理想。管理层权力（POWER）与并购商誉（GW）的回归系数为0.0037，在1%水平上显著为正，即管理层权力指标每增加10个百分点，企业并购商誉就增加0.37%，说明管理层拥有的权力越大，其在并购交易决策中的影响力就越大。在此权力基础上，管理层或出于提升企业业绩的目的，或出于获取自身利益的目的，都会增加企业并购交易的频率，从而增加了企业的并购商誉。由此证实了假设1，即管理层权力的增加会增加企业并购交易的频率，从而增加企业并购商誉。

（四）不同股权集中度下管理层权力与并购商誉的回归分析

为验证企业股权集中程度是否会影响管理层权力与并购商誉之间的关系，本文对代理变量以年度中位数作为界限进行分组，将大于年度中位数的数据组划为股权集中度高的组，反之则为股权集中度低的组，然后分组回归并对比分析，以验证假设2，检验结果如表5所示。表5中股权集中度高的样本组中管理层权力（POWER）与并购商誉（GW）的回归系数是0.0037，在5%的水平上显著，而股权集中度低的样本组的回归系数是0.0039，在1%的水平上显著，具有显著性差异。同时，为提高回归结果的稳健性，本文对两组样本进行邹氏（chow）检验，以验证两组样本自变量系数在统计上是否具有明显的区别，结果也如表5所示。其中F值为3.766，p值是0.0524，在10%的水平上显著，表明两组样本具有结构上的差异，回归结果是稳健的。以上说明企业股权越集中，股东就越能制约管理层的权力，也越有动力与能力去监督管理层在并购交易中的决策，减少效率不足的并购交易，从而抑制并购商誉的增长，假设2得以验证。

（五）稳健性检验

为确保本文回归结果具有稳健性，本文从以下四方面进行稳健性检验。

一是鉴于每年只有部分上市公司存在并购交易活动，其他没有并购交易活动的上市公司当年的商誉增加值为0，将这些没有并购活动的上市公司也纳入回归模型可能会影响实证结果。因此，本文将当年商誉增加值为0的上市公司剔除，建立子样本并进行实证分析，结果没有发生实质性变化（限于篇幅回归结果略）。

二是鉴于样本可能存在自选择问题，本文采用heckman二阶段模型对样本进行回归，以检验结果的稳健性。管理层的主观因素会影响企业并购行为，比如管理层自信程度，因此，本文将管理层过度自信（MCL）以及普通OLS回归中采取的控制变量作为选择模型的控制变量，以并购商誉是否增加（GX）作为因变量，构建heckman二阶段模型中的第一阶段模型，即选择模型。借鉴刘猛等[ 17 ]学者的方法，本文采取管理层持股变化来衡量管理层过度自信，管理层当年持股数对比前一年是增加（排除股权激励、配股、送股等）赋值为1，否则赋值为0;GX表示样本公司当年并购商誉是否增加，增加为1，否则为0。通过对选择模型进行回归求出逆米尔斯系数（lambda），并将其作为控制变量代入普通OLS回归模型中来构建并购模型进行回归。结果表明，逆米尔斯系数（lambda）与并购商誉（GW）的相关系数是0.119，且在1%的水平上显著负相关，说明本文确实存在样本自选择问题。但并购模型中管理层权力（POWER）与并购商誉（GW）在5%的水平上显著正相关，与普通OLS回归模型中两者之间的关系没有实质性差异，说明本文的研究结果是稳健的（限于篇幅表略）。

三是鉴于管理层权力的衡量有多个维度，除了总经理兼任情况可以衡量管理层权力外，高管在董事会的占比与總经理任期等方面也可以反映管理层拥有的权力大小。因此，本文将高管董事会人数与总经理任期作为管理层权力的替代变量，进行多元回归分析，结果并未发生实质性改变，说明本文对假设1的验证是有效的。

四是鉴于股权集中度还可用第一大股东持股比例与前五大股东持股比例之和等来衡量，因此，本文以第一大股东持股比例与前五大股东持股比例之和作为股权集中程度的替代指标，并以此为基准，按是否大于年度中位数为界限，划分股权集中度高与股权集中度低的分组样本。若大于年度中位数则为股权集中度高的一组，反之，则为股权集中度低的一组，进行分组回归对比分析，结果并未发生实质性改变，说明本文对假设2的验证是有效的。

五、研究结论与政策建议

本文采用我国A股2009—2016年的上市公司数据作为观测样本，实证检验了管理层权力与并购商誉之间的关系。研究发现，管理层拥有权力的大小与企业的并购商誉显著正相关，管理层权力越大企业就越容易进行并购交易，进而增加企业并购商誉。考虑到股东在企业治理中扮演的角色，本文进一步检验了股权集中度对上述两者关系的影响。结果表明，上市公司股权的集中程度会影响管理层权力与并购商誉之间的关系，股权集中度越高的企业，股东对管理层的监督制约能力越强，能抑制管理层的盲目并购交易，从而减弱管理层权力与并购商誉之间的正向关系。本文的研究成果丰富了管理层权力与并购商誉之间关系的相关研究，同时也为优化我国企业治理机制、提高企业生产投资效率提供了有益论据。同时，本文也存在一些不足，比如在股权集中度对管理层权力与并购商誉之间关系的影响方面的检验，仅通过对比分析两组样本的显著程度来分析，不够严谨。

为优化企业治理机制与治理环境，保证管理层与股东的价值导向一致，本文提出以下建议：（1）完善企业治理机制，合理赋予管理层权力。董事会成员结构的合理性关乎企业治理机制能否有效运转，有多少管理者同时兼任董事决定着管理层权力的大小，应合理限制管理者兼任董事的人数。总经理是否两职合一与总经理任期也是影响管理层权力的重要因子，应限制总经理两职兼任与总经理的任职期限，以防止企业管理层权力固化的现象。股东对管理层的监督制约也是企业治理机制的一部分，股权集中度提升有利于提高对管理层监督制约的动力，但是，股权过度集中也可能促使大股东为自身利益与管理层合谋去侵占中小股东的利益。因此，应该采用适中的股权集中度。（2）加强信息披露，增强外部监督。企业并购行为是企业生产经营的重大事项，按规定需证监会审批，也需向股东披露具体并购详情。企业对外披露的并购信息是股东以及其他监督者重要的判断依据，因此，应加强信息披露。同时，应强化证监会、市场中介机构、新闻媒体以及社会公众等外部监督，通过外部监督的强化反过来推动并购信息披露透明度的提高，从而达到企业并购交易有效实现企业与股东价值最大化的目标。（3）完备考核制度，引入市场化竞争的职业经理人市场。市场化竞争强的职业经理人市场可以提升职业经理人群体的整体素质，为企业选聘优秀合格的管理者提供了更好的选择。并购交易产生的并购商誉不需提折旧，但需做减值测试，所以也会影响经营业绩，也会对股价等市场指标产生影响。所以，需建立更为完善的业绩考核指标体系，运用更加合理的方法将股票收益率等市场绩效指标纳入该体系，从而达到真实反映经营绩效的目的。