管理層權力、股權集中度與并購商譽

陶萍 彭曉潔

【摘 要】 文章以我國A股2009—2016年上市公司的數據為觀測樣本，實證檢驗了管理層權力與并購商譽之間的關系。研究發現，管理層權力與企業的并購商譽顯著正相關，管理層權力越大企業越容易進行并購交易，進而增加企業并購商譽。考慮到股東在企業治理中扮演的角色，進一步檢驗了股權集中度對上述兩者關系的影響。結果表明，上市公司股權集中度會影響管理層權力與并購商譽之間的關系，股權集中度越高的企業，股東對管理層的監督制約能力越強，能抑制管理層的盲目并購交易，從而減弱管理層權力與并購商譽之間存在的正向關系。最后提出了優化企業治理機制與治理環境，保證管理層與股東價值導向一致等建議。

【關鍵詞】 管理層權力; 股權集中度; 并購商譽

【中圖分類號】 F275 ?【文獻標識碼】 A ?【文章編號】 1004-5937（2019）23-0038-07

一、引言

近年來，為提升企業科技創新能力或滿足自身資本運作需求，我國許多上市企業進行并購交易，產生大量并購商譽。據年報統計，2010年至2018年我國A股上市公司的商譽金額從不足1 000億元增長到1.45萬億元，增長幅度超過14倍。對外并購具有彌補企業技術創新能力不足與優化企業產業布局的優點，但由于并購商譽的價值估計在很大程度上受主觀判斷的影響，很可能為企業未來生產經營埋下隱患。當并購方支付的代價大于取得的被并購方可辨認凈資產公允價值份額時，差額就會形成并購商譽。根據企業會計準則規定，商譽資產不需計提折舊，但每年期末需對商譽進行減值測試，當測試發現存在減值時，需計提減值準備。減值測試受主觀因素影響較大，因此商譽減值測試的操縱空間較大，已經成為經營風險的重要誘因。

Wind數據顯示，截至2019年1月31日，至少有270家上市公司2018年業績預減或預虧，其根本原因是巨額商譽減值。并購商譽是由企業并購交易行為產生的，而作為并購交易的重要參與者與執行者，管理層擁有的權力大小是否會影響并購交易，從而影響并購商譽呢？這是本文首先要探討的問題。另外，根據代理理論，企業所有者與管理層之間存在代理問題，在并購交易中自然也有可能存在代理問題。那么，股權集中度較高的股東是否更有動力與能力去監督管理層在并購交易過程中的行為，以期降低代理成本呢？這也是本文需要探討的問題。

二、理論分析與研究假設

（一）管理層權力與并購商譽的關系

管理層權力最初是用來研究其與薪酬契約關系的，后來發展到研究其對企業風險的影響，而后擴展到與公司內外部治理機制的關系。對于管理層權力與薪酬契約的關系，學界沒有得出一致結論。有學者認為，管理層權力的增強會導致報酬和在職消費的增加[ 1-2 ]。但也有學者認為，僅有聲譽權力和結構性權力與報酬呈正相關關系，而政治權力并不會對薪酬水平產生明顯效應[ 3 ]。對管理層權力與企業經營風險關系的研究，學界也存在分歧。主流觀點認為，管理層權力與企業風險呈正相關關系，即管理層擁有的權力越大，企業風險也越大[ 4 ]。但也有學者認為，管理層權力與企業風險不存在正相關關系，而是負相關關系或者是單調關系[ 5 ]。此外，一些學者還對管理層權力與公司其他行為的關系進行了研究，Nakauchi and Wiersema[ 6 ]發現，如果上任管理者握有較大的權力，那么常規的權力繼承與接任者的戰略變革之間的關系將會被削弱。管理層權力也可能對公司的違規行為產生影響，Khanna et al.[ 7 ]發現，管理層權力與公司違規行為存在微弱的相關性。

管理層權力在企業經營活動中的影響涉及方方面面，并購交易自然也會受其影響。并購交易具有彌補企業技術創新能力不足的優點，其在優化企業產業布局的同時也為企業未來業績帶來很大不確定性，主要原因是并購商譽存在較大的主觀判斷空間。由于商譽資產不需計提折舊，只需每年年末進行減值測試，而減值測試存在較大的操縱空間[ 8 ]，這成為影響企業未來業績的重要因素。如果對商譽公允價值的評估沒有系統的機制，那么商譽估值就缺乏可靠性與公允性，對外披露的會計信息將無法真實反映并購交易的經濟實質。商譽在形態上具有不可辨認性，無形中增加了計量難度，核算過程也存在較大爭議[ 9 ]。在并購交易中，股權支付是主要的支付方式，其結果往往是對商譽價值的高估[ 10 ]，高成本的商譽最終會降低企業的經營績效[ 11 ]。

傳統金融理論的一個假設前提是完全理性人假設，該假設認為企業管理層在企業投資過程中能夠做到完全理性，其會以企業或股東價值最大化為目標來做投資決策。然而，行為金融理論的提出與發展，為研究管理層行為提供了新的視角。該理論發現公司管理層在投資決策中或多或少會存在一些非理性行為。管理層是企業的直接管理者，其薪酬水平很大程度上受企業經營狀況的影響，企業的經營績效越高，其可獲得的薪酬也就越高。而合理的并購交易具有整合企業業務結構、改善企業經營發展狀況的優勢，管理層很可能傾向于實施并購交易來完成企業經營目標。但管理層又非絕對理性的，尤其是當管理層擁有很大的權力時，能夠促進更多并購交易活動的完成。并購交易未必會產生并購商譽，但并購商譽的確認必然由并購交易引起。并購方收購被并購企業的主要動機是看重被并購企業潛在的發展力，比如未來創造收益的能力，而這些潛在能力的價值評估就在并購商譽上反映。因此，并購商譽主要受兩個因素的影響：一是企業的并購頻率，并購交易越頻繁，并購商譽就越多;二是對被并購企業發展潛力價值評估的大小，價值評估越高，并購商譽就越大。當管理層擁有的權力越大時，其可能會為了達成自身目的或獲得更高報酬盲目進行并購行為，進而增加企業的并購頻率，再加上管理層的非理性因素很可能會抬高被并購企業未來發展潛力的價值評估，最終提高了并購商譽。這種現象在我國A股市場上尤為嚴重，2018年年報披露出來的大量上市公司計提巨額商譽減值準備更是凸顯這種現象。基于此，本文提出第一個假設：

假設1：在其他條件不變的情況下，管理層權力與并購商譽呈正相關關系，即管理層權力越大并購商譽也就越大。

（二）股權集中度對管理層權力與并購商譽之間關系的影響

股東對管理層的監督與制約在公司治理機制里扮演著重要角色，而股東持股的集中度決定著股東能否有效監督制約管理層行為，因此，股東持股的合理性對公司治理機制有效運行起著關鍵作用。為此，學界對股權結構做了大量研究。很多研究發現，大股東持股集中程度與其對管理層的監督制約效應呈正相關關系。當股權越集中時，大股東為維護自身利益將更有動力去對管理層的生產投資行為進行監督，進而提升企業價值[ 12 ]。同時，股東與管理層之間存在的信息不對稱現象必然產生代理成本，而隨著股權的集中，大股東監督管理層日常生產投資決策行為的動力也隨之增強，掌握的經營信息不斷增多，能有效降低企業代理成本，提高企業業績[ 13 ]。我國學者也得出相似結論。徐二明和王智慧[ 14 ]認為，股權集中度的提升能增強大股東對公司經營活動的關注度，監督管理層的力度也會加強，有利于提升公司的業績。譚韻清和伍中信[ 15 ]對不同行業的企業數據進行研究，發現雖然行業不同，但不影響股權集中度與企業價值之間的正向影響關系。燕洪國和虞金萍[ 16 ]對我國A股民營企業進行研究，發現股權集中度與企業業績之間存在正向關系。

基于兩權分離理論，現代企業隨著業務規模的擴大，經營管理的難度也隨之提升，很多股東已經無法依靠自身力量來實現企業的高效運轉，而具備專業管理知識與經驗的職業經理人在公司經營上可以取得更好的成績，因此，股東會選擇把企業日常經營管理權移交給具備專業技能的職業經理人，由其負責日常生產經營，股東自身僅保留對企業的所有權，兩權分離的情況由此出現。根據代理理論，兩權分離必然導致企業代理問題的出現。公司所有者的目標是股東財富最大化，他們總是希望管理層在公司實際運營中實現風險與收益相匹配，以維護股東利益。但管理者為了自身獲得更高的收益，往往采用風險與收益不匹配的投資項目，最終損害股東的利益。由此產生代理問題。并購交易是企業重要的投資決策項目，當管理層權力大的時候，往往會為了實現自身利益而做出有損于股東的決策，而股權越集中的時候，大股東監督管理層經營決策的動力也就越足，進而緩解代理問題。即股權越集中，管理層權力與并購商譽之間的正向關系就越不明顯。基于此，本文提出第二個假設：

假設2：在其他條件不變的情況下，股權集中度高的企業相對于股權集中度低的企業而言，管理層權力與并購商譽之間正向關系并不明顯。

三、研究設計

（一）樣本選擇與數據來源

本文采用我國A股2009—2016年上市公司為初始觀測對象，并按以下程序進一步篩選：（1）剔除金融類上市公司;（2）剔除ST、*ST、PT類上市公司;（3）剔除主要變量數據缺失的樣本;（4）對連續變量進行1%分位Winsorize處理。經過上述處理，本文得到16 006個有效觀測值，該樣本包含存在并購活動的樣本也包含沒有并購活動的樣本。

（二）變量的選取和定義

1.被解釋變量

并購商譽（GW）：本文借鑒鄭海英等[ 11 ]的研究，采用當年新增商譽與總資產的比值作為并購商譽的代理指標。

2.解釋變量

管理層權力（POWER）：根據盧銳等[ 2 ]的研究，管理層權力主要通過以下三個方面來度量：（1）總經理職權大小，即總經理是否同時任職董事長，是取值為1，表示管理層權力越大，反之管理層權力越小，取值為0;（2）總經理任期長短，總經理的任職時間越長表明管理層權力越大，反之則越小;（3）高管董事人數，指高管擔任董事的人數，人數越多，管理層權力越大。考慮到數據的可獲得性并結合本文研究的特點和需要，本文選擇樣本兩職合一情況作為管理層權力的替代變量進行實證分析，并將總經理任期與高管董事人數作為管理層權力穩健性檢驗的替代變量。

股權集中度（SHRCR）：選取前十大股東持股比例之和作為衡量股權集中度的替代指標。同時，為了對股權集中度指標進行分組分析，本文將具體樣本與年度中位數比較，大于年度中位數取1，否則取0。

3.控制變量

在控制變量的選取上，參考現有文獻的慣常做法，控制了企業規模（SIZE）、企業杠桿（LEV）、審計意見類型（AUDOT）、審計費用（LNFEE）、審計機構類型（BIG4）、國有股占比（RAT）、企業年齡（AGE）、每股現金凈流量（NCFP）。為避免行業因素與經濟周期因素對回歸結果產生影響，亦對行業效應及年度效應進行了控制。各變量定義如表1所示。

（三）模型設計

為了驗證管理層權力與并購商譽之間的關系以及在不同的股權集中度下兩者之間關系的變化，本文構建如下模型：

四、實證分析

（一）描述性統計

表2是對主要研究變量進行描述性統計的結果。并購商譽（GW）的平均值為0.019，中位數為0，p75為0.005，說明大部分樣本不存在并購交易，但本文樣本總數為16 006，可以進行分析。管理層權力（POWER）與并購商譽（GW）類似，也是大部分樣本屬于管理層權力小的組，少部分屬于管理層權力大的組，但不影響研究。股權集中度（SHRCR）的平均值為0.466，中位數為0，p75為1，說明樣本的股權集中度指標分布較均勻，有利于分組研究。

（二）相關性分析

從表3可以看出：管理層權力（POWER）與并購商譽（GW）的相關系數為0.082，在0.01水平上顯著正相關，說明上市公司管理層擁有的權力越大，并購商譽也越大。控制變量中，企業規模（SIZE）與并購商譽（GW）在0.1水平上顯著負相關，財務杠桿（LEV）、審計機構類型（BIG4）、國有股占比（RAT）、企業年齡（AGE）與并購商譽（GW）均在0.01水平上顯著負相關，而審計費用（LNFEE）、審計師意見（AUDOT）、每股現金凈流量（NCFP）與并購商譽（GW）均在0.01水平上顯著正相關。以上結果表明本文建立的模型具有很高的合理性。同時，為檢驗本文建立的模型是否存在多重共線性，進行了VIF（方差膨脹因子）檢驗，結果如表4所示。從表4可以看出所有變量的VIF（方差膨脹因子）值都在5以內，且除了企業規模（SIZE）與審計費用（LNFEE）以外，其余變量的VIF（方差膨脹因子）值均在2以內，說明本文構建的模型不存在多重共線性問題。

（三）管理層權力與并購商譽的回歸分析

由表4可知，R2和調整R2分別為0.173和0.168，說明模型的擬合效果很理想。管理層權力（POWER）與并購商譽（GW）的回歸系數為0.0037，在1%水平上顯著為正，即管理層權力指標每增加10個百分點，企業并購商譽就增加0.37%，說明管理層擁有的權力越大，其在并購交易決策中的影響力就越大。在此權力基礎上，管理層或出于提升企業業績的目的，或出于獲取自身利益的目的，都會增加企業并購交易的頻率，從而增加了企業的并購商譽。由此證實了假設1，即管理層權力的增加會增加企業并購交易的頻率，從而增加企業并購商譽。

（四）不同股權集中度下管理層權力與并購商譽的回歸分析

為驗證企業股權集中程度是否會影響管理層權力與并購商譽之間的關系，本文對代理變量以年度中位數作為界限進行分組，將大于年度中位數的數據組劃為股權集中度高的組，反之則為股權集中度低的組，然后分組回歸并對比分析，以驗證假設2，檢驗結果如表5所示。表5中股權集中度高的樣本組中管理層權力（POWER）與并購商譽（GW）的回歸系數是0.0037，在5%的水平上顯著，而股權集中度低的樣本組的回歸系數是0.0039，在1%的水平上顯著，具有顯著性差異。同時，為提高回歸結果的穩健性，本文對兩組樣本進行鄒氏（chow）檢驗，以驗證兩組樣本自變量系數在統計上是否具有明顯的區別，結果也如表5所示。其中F值為3.766，p值是0.0524，在10%的水平上顯著，表明兩組樣本具有結構上的差異，回歸結果是穩健的。以上說明企業股權越集中，股東就越能制約管理層的權力，也越有動力與能力去監督管理層在并購交易中的決策，減少效率不足的并購交易，從而抑制并購商譽的增長，假設2得以驗證。

（五）穩健性檢驗

為確保本文回歸結果具有穩健性，本文從以下四方面進行穩健性檢驗。

一是鑒于每年只有部分上市公司存在并購交易活動，其他沒有并購交易活動的上市公司當年的商譽增加值為0，將這些沒有并購活動的上市公司也納入回歸模型可能會影響實證結果。因此，本文將當年商譽增加值為0的上市公司剔除，建立子樣本并進行實證分析，結果沒有發生實質性變化（限于篇幅回歸結果略）。

二是鑒于樣本可能存在自選擇問題，本文采用heckman二階段模型對樣本進行回歸，以檢驗結果的穩健性。管理層的主觀因素會影響企業并購行為，比如管理層自信程度，因此，本文將管理層過度自信（MCL）以及普通OLS回歸中采取的控制變量作為選擇模型的控制變量，以并購商譽是否增加（GX）作為因變量，構建heckman二階段模型中的第一階段模型，即選擇模型。借鑒劉猛等[ 17 ]學者的方法，本文采取管理層持股變化來衡量管理層過度自信，管理層當年持股數對比前一年是增加（排除股權激勵、配股、送股等）賦值為1，否則賦值為0;GX表示樣本公司當年并購商譽是否增加，增加為1，否則為0。通過對選擇模型進行回歸求出逆米爾斯系數（lambda），并將其作為控制變量代入普通OLS回歸模型中來構建并購模型進行回歸。結果表明，逆米爾斯系數（lambda）與并購商譽（GW）的相關系數是0.119，且在1%的水平上顯著負相關，說明本文確實存在樣本自選擇問題。但并購模型中管理層權力（POWER）與并購商譽（GW）在5%的水平上顯著正相關，與普通OLS回歸模型中兩者之間的關系沒有實質性差異，說明本文的研究結果是穩健的（限于篇幅表略）。

三是鑒于管理層權力的衡量有多個維度，除了總經理兼任情況可以衡量管理層權力外，高管在董事會的占比與總經理任期等方面也可以反映管理層擁有的權力大小。因此，本文將高管董事會人數與總經理任期作為管理層權力的替代變量，進行多元回歸分析，結果并未發生實質性改變，說明本文對假設1的驗證是有效的。

四是鑒于股權集中度還可用第一大股東持股比例與前五大股東持股比例之和等來衡量，因此，本文以第一大股東持股比例與前五大股東持股比例之和作為股權集中程度的替代指標，并以此為基準，按是否大于年度中位數為界限，劃分股權集中度高與股權集中度低的分組樣本。若大于年度中位數則為股權集中度高的一組，反之，則為股權集中度低的一組，進行分組回歸對比分析，結果并未發生實質性改變，說明本文對假設2的驗證是有效的。

五、研究結論與政策建議

本文采用我國A股2009—2016年的上市公司數據作為觀測樣本，實證檢驗了管理層權力與并購商譽之間的關系。研究發現，管理層擁有權力的大小與企業的并購商譽顯著正相關，管理層權力越大企業就越容易進行并購交易，進而增加企業并購商譽。考慮到股東在企業治理中扮演的角色，本文進一步檢驗了股權集中度對上述兩者關系的影響。結果表明，上市公司股權的集中程度會影響管理層權力與并購商譽之間的關系，股權集中度越高的企業，股東對管理層的監督制約能力越強，能抑制管理層的盲目并購交易，從而減弱管理層權力與并購商譽之間的正向關系。本文的研究成果豐富了管理層權力與并購商譽之間關系的相關研究，同時也為優化我國企業治理機制、提高企業生產投資效率提供了有益論據。同時，本文也存在一些不足，比如在股權集中度對管理層權力與并購商譽之間關系的影響方面的檢驗，僅通過對比分析兩組樣本的顯著程度來分析，不夠嚴謹。

為優化企業治理機制與治理環境，保證管理層與股東的價值導向一致，本文提出以下建議：（1）完善企業治理機制，合理賦予管理層權力。董事會成員結構的合理性關乎企業治理機制能否有效運轉，有多少管理者同時兼任董事決定著管理層權力的大小，應合理限制管理者兼任董事的人數。總經理是否兩職合一與總經理任期也是影響管理層權力的重要因子，應限制總經理兩職兼任與總經理的任職期限，以防止企業管理層權力固化的現象。股東對管理層的監督制約也是企業治理機制的一部分，股權集中度提升有利于提高對管理層監督制約的動力，但是，股權過度集中也可能促使大股東為自身利益與管理層合謀去侵占中小股東的利益。因此，應該采用適中的股權集中度。（2）加強信息披露，增強外部監督。企業并購行為是企業生產經營的重大事項，按規定需證監會審批，也需向股東披露具體并購詳情。企業對外披露的并購信息是股東以及其他監督者重要的判斷依據，因此，應加強信息披露。同時，應強化證監會、市場中介機構、新聞媒體以及社會公眾等外部監督，通過外部監督的強化反過來推動并購信息披露透明度的提高，從而達到企業并購交易有效實現企業與股東價值最大化的目標。（3）完備考核制度，引入市場化競爭的職業經理人市場。市場化競爭強的職業經理人市場可以提升職業經理人群體的整體素質，為企業選聘優秀合格的管理者提供了更好的選擇。并購交易產生的并購商譽不需提折舊，但需做減值測試，所以也會影響經營業績，也會對股價等市場指標產生影響。所以，需建立更為完善的業績考核指標體系，運用更加合理的方法將股票收益率等市場績效指標納入該體系，從而達到真實反映經營績效的目的。