曾江洪 曾琪姍 黃向榮

一、引言

面對(duì)競(jìng)爭(zhēng)壓力，很多上市公司選擇通過并購(gòu)實(shí)現(xiàn)外延式擴(kuò)張。但居高不下的并購(gòu)失敗率，表明部分上市公司并未獲得預(yù)期收益。因此，如何幫助企業(yè)獲得理想的并購(gòu)績(jī)效是學(xué)術(shù)界長(zhǎng)期關(guān)注的重要議題之一。在公司治理領(lǐng)域，已有研究證實(shí)了內(nèi)部控制對(duì)并購(gòu)績(jī)效有顯著的正向影響(崔永梅和余璇，2011[1]；趙息和張西栓，2013[2]；Harp和Barnes，2018[3])。但研究?jī)?nèi)部控制如何影響并購(gòu)績(jī)效，還需要先厘清內(nèi)部控制影響并購(gòu)績(jī)效的中介路徑與適用情境。

內(nèi)部控制可以有效抑制高管的機(jī)會(huì)主義行為。企業(yè)高管是并購(gòu)活動(dòng)的主導(dǎo)者，高管有充分動(dòng)機(jī)與能力實(shí)施盈余管理行為(張自巧和葛偉杰，2013[4])。面對(duì)日益嚴(yán)格的監(jiān)管政策，高管的盈余管理行為多由應(yīng)計(jì)盈余管理轉(zhuǎn)變?yōu)楦鼮殡[蔽的真實(shí)盈余管理(Cohen等，2008[5])。而盈余管理行為會(huì)對(duì)企業(yè)業(yè)績(jī)?cè)斐韶?fù)向影響(王福勝等，2014[6])。內(nèi)部控制能夠有效抑制高管的應(yīng)計(jì)盈余管理行為(Ashbaugh-Skaife等，2008[7]；董望和陳漢文，2011[8])，但內(nèi)部控制對(duì)真實(shí)盈余管理的治理效應(yīng)尚有爭(zhēng)論(范經(jīng)華等，2013[9]；胡明霞，2018[10]；王嘉鑫和王永海，2019[11])。基于此，筆者將真實(shí)盈余管理引入內(nèi)部控制對(duì)長(zhǎng)期并購(gòu)績(jī)效影響的研究中，一方面，擬檢驗(yàn)內(nèi)部控制是否對(duì)并購(gòu)后高管的真實(shí)盈余管理行為發(fā)揮治理效應(yīng)；另一方面，擬檢驗(yàn)真實(shí)盈余管理是否是內(nèi)部控制影響長(zhǎng)期并購(gòu)績(jī)效的中介路徑。

《企業(yè)內(nèi)部控制基本規(guī)范》文件指出，董事會(huì)對(duì)內(nèi)部控制負(fù)有最終責(zé)任。董事參與公司治理的程度會(huì)影響內(nèi)控有效性(呂景勝和趙玉梅，2016[12])與并購(gòu)績(jī)效(江濤等，2019[13])。董事持股能有效激勵(lì)董事參與公司治理。已有研究并未關(guān)注到董事持股這一異質(zhì)性情境對(duì)內(nèi)部控制與長(zhǎng)期并購(gòu)績(jī)效關(guān)系的影響。因此，筆者擬將董事持股作為異質(zhì)性情境，檢驗(yàn)董事持股是否在內(nèi)部控制與長(zhǎng)期并購(gòu)績(jī)效中起到調(diào)節(jié)作用。

本文基于2009—2017年我國(guó)上市公司并購(gòu)事件的面板數(shù)據(jù)，實(shí)證考察內(nèi)部控制對(duì)并購(gòu)后真實(shí)盈余管理的治理效應(yīng)，考察這一治理效應(yīng)是否在內(nèi)部控制與長(zhǎng)期并購(gòu)績(jī)效間起到中介作用，以及考察董事持股對(duì)內(nèi)部控制與長(zhǎng)期并購(gòu)績(jī)效關(guān)系的調(diào)節(jié)作用。

二、文獻(xiàn)綜述與研究假設(shè)

(一)內(nèi)部控制、真實(shí)盈余管理與長(zhǎng)期并購(gòu)績(jī)效

已有研究用不同研究方法對(duì)內(nèi)部控制與并購(gòu)績(jī)效的關(guān)系進(jìn)行了分析，得出了較為一致的結(jié)論，即內(nèi)部控制對(duì)并購(gòu)績(jī)效有顯著的正向影響。少數(shù)學(xué)者關(guān)注到了內(nèi)部控制影響并購(gòu)績(jī)效的中介路徑。楊道廣等(2014)[14]研究指出，有效的內(nèi)部控制可以提高并購(gòu)整合能力、對(duì)并購(gòu)績(jī)效有正向影響，并認(rèn)為整合能力是內(nèi)部控制影響并購(gòu)績(jī)效的中介路徑，但未對(duì)該中介路徑進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。此外，已有研究并未討論內(nèi)部控制與并購(gòu)績(jī)效的其他中介路徑。筆者引入真實(shí)盈余管理，擬在已有研究的基礎(chǔ)上豐富內(nèi)部控制影響長(zhǎng)期并購(gòu)績(jī)效的中介路徑研究。

真實(shí)盈余管理是通過操縱銷售、生產(chǎn)成本與酌量性費(fèi)用等真實(shí)活動(dòng)調(diào)整盈余的行為，通常偏離企業(yè)正常經(jīng)營(yíng)活動(dòng)決策。在我國(guó)并購(gòu)市場(chǎng)現(xiàn)金支付占比高達(dá)80%的背景下(李井林等，2014[15])，并購(gòu)后上市公司為并購(gòu)交易承擔(dān)了較大的現(xiàn)金流支出壓力，同時(shí)面臨較大的整合風(fēng)險(xiǎn)，這不僅給上市公司的財(cái)務(wù)表現(xiàn)造成壓力，也促使高管在并購(gòu)后進(jìn)行正向真實(shí)盈余管理(張自巧和葛偉杰，2013[4])。在面臨財(cái)務(wù)壓力最大的第三、四季度，這一現(xiàn)象更加明顯(孫夢(mèng)男和吳迪，2017[16])。因此，并購(gòu)后高管可能采取增加產(chǎn)品折扣、變更信用政策、分?jǐn)偣潭ǔ杀尽p少研發(fā)費(fèi)用(朱湘憶，2020[17])等手段操縱利潤(rùn)。高管的上述行為必然對(duì)應(yīng)企業(yè)真實(shí)銷售、成本計(jì)算、研發(fā)等行為的變動(dòng)。一方面，真實(shí)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)活動(dòng)的變化涉及人員與流程的變更，這會(huì)給企業(yè)增加不必要的調(diào)整成本。另一方面，暫時(shí)提高的盈余不具備可持續(xù)性，雖然真實(shí)盈余管理行為在短期內(nèi)可以提高企業(yè)利潤(rùn)，但在一年及以上的會(huì)計(jì)周期中，反而會(huì)給企業(yè)造成負(fù)擔(dān)，影響績(jī)效表現(xiàn)(王福勝等，2014[6])。

內(nèi)部控制的基本職能是保證會(huì)計(jì)信息質(zhì)量(Kinney和Mcdaniel，1989[18]；Bell，2000[19]；閻達(dá)五和楊有紅，2001[20])。上市公司內(nèi)部控制制度更有效，上市公司的會(huì)計(jì)信息質(zhì)量更高，則并購(gòu)雙方面臨的信息不對(duì)稱程度更低(劉啟亮，2013[21]；王晶等，2015[22])。這將有利于并購(gòu)雙方了解彼此的真實(shí)情況，在整合環(huán)節(jié)促成有效溝通，進(jìn)一步改善并購(gòu)表現(xiàn)。此外，內(nèi)部控制還能通過抑制高管的真實(shí)盈余管理行為改善并購(gòu)表現(xiàn)。一方面，內(nèi)部控制能有效提升企業(yè)的會(huì)計(jì)穩(wěn)健性(王宗潤(rùn)和陳艷，2014[23])，而會(huì)計(jì)穩(wěn)健性能有效抑制高管真實(shí)盈余管理行為(蔣勇和王曉亮，2019[24])，因此內(nèi)部控制可以間接影響高管的真實(shí)盈余管理行為。另一方面，內(nèi)部控制制度可以直接約束管理者自利行為(韓嵐嵐和馬元駒，2017[25])與機(jī)會(huì)主義行為(Feng 等，2015[26])。高管通過實(shí)施真實(shí)盈余管理行為操縱利潤(rùn)，需要公司內(nèi)部多部門甚至外部其他公司的配合。而貫穿企業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)各環(huán)節(jié)的內(nèi)部控制制度，可以有效監(jiān)督與約束公司內(nèi)外部各關(guān)聯(lián)方的行為。當(dāng)公司內(nèi)部控制制度更有效時(shí)，內(nèi)部控制制度會(huì)發(fā)揮更好的制衡作用，增加真實(shí)盈余管理行為的實(shí)施成本，進(jìn)而減少高管實(shí)施真實(shí)盈余管理行為的空間。因此，公司內(nèi)部控制制度越有效，高管實(shí)施的真實(shí)盈余管理行為越少，進(jìn)而能夠減少真實(shí)盈余管理行為對(duì)并購(gòu)績(jī)效的毀損?；谏鲜龇治?，我們提出假設(shè)1和假設(shè)2。

H1：內(nèi)部控制有效性正向影響長(zhǎng)期并購(gòu)績(jī)效。

H2：真實(shí)盈余管理在內(nèi)部控制與長(zhǎng)期并購(gòu)績(jī)效之間起部分中介作用。

(二)內(nèi)部控制、董事持股與長(zhǎng)期并購(gòu)績(jī)效

Hauser和Roie(2018)[27]研究指出，如果一家企業(yè)的CEO接受了其他公司的董事會(huì)任命，那么會(huì)影響所擔(dān)任CEO公司的業(yè)績(jī)表現(xiàn)。董事的時(shí)間、經(jīng)歷與資源均是有限的，然而無(wú)論獨(dú)立董事還是非獨(dú)立董事，都可以在無(wú)競(jìng)業(yè)限制的多家企業(yè)“兼職”，這種“兼職”會(huì)影響董事在一家企業(yè)的投入。董事“兼職”的可能，以及部分董事與公司利益不一致的現(xiàn)狀，均決定了部分董事在公司治理中發(fā)揮的作用有限。但董事會(huì)作為內(nèi)部控制制度建設(shè)的責(zé)任承擔(dān)方，董事參與內(nèi)部控制建設(shè)的投入程度直接決定了內(nèi)部控制制度發(fā)揮治理效應(yīng)的有效程度。鄭麗和陳志軍(2018)[28]研究指出，董事持股越多，與股東利益越一致；董事持股可以激發(fā)董事工作的積極性，并有效促進(jìn)企業(yè)采取有一定風(fēng)險(xiǎn)的戰(zhàn)略決策。在內(nèi)部控制建設(shè)方面，已有研究證明，董事持股越多，企業(yè)的內(nèi)部控制制度越有效(Kobelsky 等，2013[29])。并購(gòu)后的整合中，并購(gòu)雙方要面臨生產(chǎn)、銷售、財(cái)務(wù)等多領(lǐng)域業(yè)務(wù)活動(dòng)的融合問題。生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)活動(dòng)與對(duì)應(yīng)流程的變動(dòng)意味著內(nèi)部控制制度需要進(jìn)行重構(gòu)，重構(gòu)需要付出一定的調(diào)整成本。董事持股越多，董事工作的積極性就越高，董事更傾向于主動(dòng)承擔(dān)建設(shè)內(nèi)部控制并推動(dòng)企業(yè)支付調(diào)整成本的責(zé)任，進(jìn)而推動(dòng)并購(gòu)后內(nèi)部控制制度的重構(gòu)，使得內(nèi)部控制制度能更有效地應(yīng)對(duì)特殊的并購(gòu)風(fēng)險(xiǎn)并改善并購(gòu)績(jī)效的表現(xiàn)。基于此，我們提出假設(shè)3。

H3：董事持股在內(nèi)部控制與長(zhǎng)期并購(gòu)績(jī)效這一關(guān)系中起正向調(diào)節(jié)作用。

三、研究設(shè)計(jì)

(一)樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

《企業(yè)內(nèi)部控制基本規(guī)范》要求上市公司自 2009 年 7 月 1 日起對(duì)內(nèi)部控制的有效性進(jìn)行自我評(píng)價(jià)，并披露年度自我評(píng)價(jià)報(bào)告。筆者認(rèn)為2009年前后企業(yè)對(duì)于內(nèi)部控制所披露的信息量存在差距。考慮到并購(gòu)績(jī)效的考察通常會(huì)持續(xù)并購(gòu)公告日后一年及以上的時(shí)間，因此本文擬選取2009—2017年上市公司并購(gòu)事件作為初步研究樣本，并進(jìn)行以下篩選：剔除其中行業(yè)代碼為J開頭的金融行業(yè)樣本數(shù)據(jù)；剔除未成功并購(gòu)的樣本數(shù)據(jù)；因?yàn)楸唤忉屪兞繛殚L(zhǎng)期并購(gòu)績(jī)效，對(duì)一年內(nèi)發(fā)生多起并購(gòu)事件的只保留第一起；剔除存在缺失值的樣本數(shù)據(jù)；剔除ST公司和*ST公司樣本數(shù)據(jù)。最終得到4 033個(gè)樣本。公司治理、財(cái)務(wù)信息等基本數(shù)據(jù)來自國(guó)泰安數(shù)據(jù)庫(kù)，內(nèi)部控制指數(shù)來自“迪博·內(nèi)部控制與風(fēng)險(xiǎn)管理數(shù)據(jù)庫(kù)”，并對(duì)所有連續(xù)變量進(jìn)行1%的縮尾處理。本文使用Excel進(jìn)行初步數(shù)據(jù)處理，Stata14.0進(jìn)行數(shù)據(jù)分析。

(二)模型設(shè)定與變量說明

本文經(jīng)過F檢驗(yàn)、LM檢驗(yàn)與豪斯曼檢驗(yàn)后，結(jié)果顯示選擇固定效應(yīng)。因?yàn)楫惙讲畹拇嬖?，本文回歸時(shí)用robust對(duì)異方差進(jìn)行控制。本文用模型1檢驗(yàn)主效應(yīng)，引入中心化后的交乘項(xiàng)，用模型2檢驗(yàn)調(diào)節(jié)效應(yīng)，用模型1與模型3、模型4檢驗(yàn)中介效應(yīng)。

ΔROA/BHAR=α0+α1DIB+α2Control

+α3∑Year+ξ1

(1)

ΔROA/BHAR=α0+α1DIB+α4ShareD+α5DIB

×ShareD+α2Control+α3∑Year+ξ2

(2)

DA=α0+α1DIB+α2Control+α3∑Year+ξ3

(3)

ΔROA/BHAR=α0+α1DIB+α6DA+α2Control

+α3∑Year+ξ4

(4)

本文的解釋變量是內(nèi)部控制，參考前人研究，選擇迪博的內(nèi)部控制質(zhì)量指數(shù)，并對(duì)其進(jìn)行取對(duì)數(shù)處理。該指數(shù)從合法合規(guī)、信息披露、經(jīng)營(yíng)回報(bào)、資產(chǎn)安全、戰(zhàn)略執(zhí)行五個(gè)維度衡量企業(yè)內(nèi)部控制的質(zhì)量，并根據(jù)內(nèi)控缺陷進(jìn)行修正。

本文的被解釋變量是長(zhǎng)期并購(gòu)績(jī)效。關(guān)于并購(gòu)績(jī)效的衡量通常分短期與長(zhǎng)期兩種。短期績(jī)效通?；谑录芯糠?，用公告日前后的累積超額收益率來衡量績(jī)效，本質(zhì)體現(xiàn)的是股票波動(dòng)；而長(zhǎng)期績(jī)效多采用財(cái)務(wù)指標(biāo)法與事件研究法兩種方法，前者衡量財(cái)務(wù)績(jī)效，后者衡量市場(chǎng)績(jī)效。本文立足于公司內(nèi)部治理的角度討論內(nèi)部控制對(duì)長(zhǎng)期并購(gòu)績(jī)效的影響，所研究的中介路徑與適用情境均發(fā)生在企業(yè)內(nèi)部，因此所討論的并購(gòu)績(jī)效聚焦于財(cái)務(wù)績(jī)效。財(cái)務(wù)指標(biāo)法通過計(jì)算并購(gòu)前后公司主要財(cái)務(wù)指標(biāo)的變化來衡量并購(gòu)績(jī)效。本文參考前人研究，使用并購(gòu)公告日后一年與前一年總資產(chǎn)報(bào)酬率的差額ROA(-1，+1)衡量長(zhǎng)期并購(gòu)績(jī)效，并用凈資產(chǎn)報(bào)酬率的差額ROE(-1，+1)作為穩(wěn)健性檢驗(yàn)指標(biāo)。但為與已有研究保持一貫性，本文擬在進(jìn)一步研究中引入上市公司長(zhǎng)期股票投資收益指標(biāo)代指市場(chǎng)績(jī)效，討論內(nèi)部控制對(duì)上市公司長(zhǎng)期股票投資收益(即市場(chǎng)績(jī)效)的影響。具體指標(biāo)為上市公司并購(gòu)公告日后12個(gè)月的BHAR(購(gòu)買并持有超額收益率)指標(biāo)，并以24個(gè)月的BHAR指標(biāo)作為穩(wěn)健性檢驗(yàn)指標(biāo)。計(jì)算公式如下：

(5)

等式左邊為企業(yè)i在首次做出并購(gòu)公告t月后連續(xù)T個(gè)月的買入并持有超額收益，本文中選取T=12個(gè)月與24個(gè)月，對(duì)應(yīng)250個(gè)工作日與500個(gè)工作日。Ri,t與Rp,t是考慮現(xiàn)金紅利再投資的股票i個(gè)股日回報(bào)率與對(duì)應(yīng)投資組合的綜合市場(chǎng)日回報(bào)率，將數(shù)據(jù)代入后根據(jù)公式進(jìn)行連乘作差得出BHAR。

本文的中介變量是真實(shí)盈余管理。參考李增福等(2011)[30]、Roychowdhury(2006)[31]的衡量方式，從銷售、生產(chǎn)、酌量性費(fèi)用三個(gè)方面計(jì)算真實(shí)盈余管理。本文先通過公式(6)回歸估計(jì)出企業(yè)正常的經(jīng)營(yíng)現(xiàn)金凈流量，通過公式(7)～公式(9)回歸估計(jì)出企業(yè)正常的生產(chǎn)成本(包括銷售產(chǎn)品成本與存貨變化額)，通過公式(10)回歸估計(jì)出企業(yè)正常酌量性費(fèi)用，再通過現(xiàn)實(shí)值減去估計(jì)出的正常值得到異常值，最后通過異常生產(chǎn)成本減去異常酌量性費(fèi)用與異常現(xiàn)金凈流量得到真實(shí)盈余管理指標(biāo)。具體公式如下：

(6)

(7)

(8)

(9)

(10)

其中:TA是總資產(chǎn)；SALES是銷售收入；COGS是銷售產(chǎn)品成本；INV是存貨；PROD是產(chǎn)品成本；CFO是公司經(jīng)營(yíng)活動(dòng)現(xiàn)金流量；DISEXP是酌量性費(fèi)用，包括營(yíng)業(yè)費(fèi)用與管理費(fèi)用。

本文的調(diào)節(jié)變量是董事持股，即董事會(huì)全體成員的持股數(shù)量，考慮到不同企業(yè)股數(shù)的差異，采用并購(gòu)年度董事持股數(shù)/公司總股數(shù)，即董事持股占比，以衡量董事持股水平。

本文的控制變量主要從企業(yè)層面與并購(gòu)的交易層面來選取。企業(yè)層面選取企業(yè)規(guī)模、償債能力、自由現(xiàn)金流、成長(zhǎng)性、盈利能力、Herfindahl指數(shù)、是否兩職合一、獨(dú)立董事占比、高管過度自信、股票高估。并購(gòu)交易層面選取交易規(guī)模、支付方式、是否關(guān)聯(lián)交易、控制年份與行業(yè)。表1為所有涉及的變量的具體含義與衡量方式。

表1 變量定義

四、實(shí)證分析

(一)描述性統(tǒng)計(jì)分析

描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果如表2所示。樣本企業(yè)并購(gòu)后一年與前一年總資產(chǎn)收益率差額的均值為-0.7%，標(biāo)準(zhǔn)差為0.055，最小值為-23%，最大值為18%，凈資產(chǎn)收益率差額普遍比總資產(chǎn)收益率差額大0.3%，且波動(dòng)更大?？梢姌颖酒髽I(yè)的并購(gòu)事件，在財(cái)務(wù)績(jī)效層面呈現(xiàn)的是“價(jià)值毀損”的特征，且企業(yè)間有較大的差異。

樣本企業(yè)并購(gòu)事件公告日后12個(gè)月與24個(gè)月的BHAR均值均為正值，分別為12.3%與13.8%，說明資本市場(chǎng)普遍對(duì)上市公司的并購(gòu)事件持看好態(tài)度，并在股價(jià)上給出正向反饋。此外，二者最小值分別是-72.7%與-104%，最大值分別是264.7%與378%，說明不同并購(gòu)事件中，上市公司長(zhǎng)期股票投資收益也有較大差異。

樣本企業(yè)并購(gòu)當(dāng)年的內(nèi)部控制質(zhì)量指數(shù)均值為6.5，標(biāo)準(zhǔn)差為0.108，最大值為6.782，最小值為6.072，可見樣本企業(yè)的內(nèi)部控制基本達(dá)到了及格水準(zhǔn)，但仍有很大的提升空間。樣本企業(yè)并購(gòu)當(dāng)年的真實(shí)盈余管理均值為-0.165，標(biāo)準(zhǔn)差為0.298，最大值與最小值分別是0.819與-1.203，說明上市公司既存在向上的真實(shí)盈余管理，也存在向下的真實(shí)盈余管理。

樣本企業(yè)并購(gòu)當(dāng)年的董事持股均值為13.6%，標(biāo)準(zhǔn)差為0.189，最小值為0，最大值為65%，可見樣本企業(yè)中董事持股占比普遍不高，而且公司之間差別較大，為本文選題的研究提供了一個(gè)可行的背景。由其他數(shù)據(jù)的描述性統(tǒng)計(jì)信息可以看出，上市公司在并購(gòu)事件中更傾向于選擇現(xiàn)金支付的支付方式；并購(gòu)當(dāng)年，上市公司普遍存在股價(jià)高估與管理者過度自信的現(xiàn)象。

表2 描述性統(tǒng)計(jì)

(二)相關(guān)性檢驗(yàn)分析

表3列示了主要變量的相關(guān)性分析信息，主要變量之間均有較強(qiáng)的相關(guān)性，且多在1%的水平上顯著；相關(guān)系數(shù)較高(>0.5)的兩組變量均為替代變量，分別是BHAR與BHAR2、ROA與ROE，本身計(jì)算邏輯一致且不會(huì)出現(xiàn)在同一模型，不影響回歸效度。篇幅原因，沒有列示控制變量的相關(guān)性分析信息。其結(jié)果顯示控制變量與控制變量之間、控制變量與主要變量之間，大部分的相關(guān)系數(shù)均低于0.5，僅有DIV與LnSize的相關(guān)系數(shù)為0.518，但變量間VIF值均小于3，說明模型不存在多重共線性問題。

表3 相關(guān)性分析

(三)回歸結(jié)果分析

表4列示了以并購(gòu)績(jī)效ΔROA、真實(shí)盈余管理DA為因變量的回歸結(jié)果。模型1與模型2檢驗(yàn)假設(shè)1，模型2、3、4檢驗(yàn)假設(shè)2，模型2、5、6檢驗(yàn)假設(shè)3。通過對(duì)比各模型可以發(fā)現(xiàn)，相同因變量條件下，各模型整體與控制變量的系數(shù)與顯著性水平均較為穩(wěn)定，模型F統(tǒng)計(jì)量對(duì)應(yīng)的P值均為0.000，說明模型有效且穩(wěn)定。

模型1放入了所有的控制變量，企業(yè)規(guī)模、成長(zhǎng)性、盈利能力、第一大股東持股比例、過度自信、股票高估與支付方式均對(duì)長(zhǎng)期并購(gòu)績(jī)效有顯著影響。模型2在模型1的基礎(chǔ)上加入了解釋變量?jī)?nèi)部控制，回歸系數(shù)為0.069，p值為0.000，說明內(nèi)部控制在1%的水平上顯著地正向影響長(zhǎng)期并購(gòu)績(jī)效。假設(shè)1得以驗(yàn)證。

模型3以真實(shí)盈余管理作為被解釋變量，以內(nèi)部控制作為解釋變量，控制變量不變。因?yàn)槟Ｐ偷目刂谱兞慷鄥⒄詹①?gòu)領(lǐng)域研究選取，大部分對(duì)真實(shí)盈余管理并無(wú)顯著影響，導(dǎo)致模型3有效性下降。但F統(tǒng)計(jì)量對(duì)應(yīng)的模型p值仍為0.000，因此本文認(rèn)為模型可信。此時(shí)內(nèi)部控制的回歸系數(shù)為-0.121，p值為0.039，內(nèi)部控制在5%的水平上顯著地負(fù)向影響真實(shí)盈余管理，說明上市公司內(nèi)部控制制度能有效抑制高管的真實(shí)盈余管理行為。模型4在模型2的基礎(chǔ)上加入了真實(shí)盈余管理作為解釋變量，內(nèi)部控制的回歸系數(shù)為0.068，p值為0.000，真實(shí)盈余管理的回歸系數(shù)為-0.015，p值為0.000，均在1%的水平上顯著，結(jié)合模型2與3，說明內(nèi)部控制通過抑制高管的真實(shí)盈余管理行為，減少真實(shí)盈余管理對(duì)并購(gòu)績(jī)效的毀損。假設(shè)2得以驗(yàn)證。

模型5在模型1的基礎(chǔ)上加入了董事持股作為解釋變量，回歸系數(shù)為0.067，p值為0.001，說明董事會(huì)全體董事持股在1%的水平上顯著地正向影響長(zhǎng)期并購(gòu)績(jī)效。模型6在模型5的基礎(chǔ)上加入了內(nèi)部控制，以及經(jīng)過中心化處理后的內(nèi)部控制與董事持股的交乘項(xiàng)，此時(shí)內(nèi)部控制的回歸系數(shù)為0.073，p值為0.000，董事持股的回歸系數(shù)為0.066，p值為0.000，均在1%的水平上顯著，交乘項(xiàng)的回歸系數(shù)為0.123，p值為0.033，在5%水平上顯著，說明董事持股正向調(diào)節(jié)內(nèi)部控制與長(zhǎng)期并購(gòu)績(jī)效的關(guān)系。假設(shè)3得以驗(yàn)證。

表4 內(nèi)部控制影響長(zhǎng)期并購(gòu)績(jī)效的回歸結(jié)果

五、進(jìn)一步研究與穩(wěn)健性檢驗(yàn)

(一)進(jìn)一步研究

1.內(nèi)部控制與上市公司長(zhǎng)期股票投資收益。

在資本市場(chǎng)中，上市公司需要對(duì)內(nèi)部控制信息進(jìn)行披露，并聘請(qǐng)會(huì)計(jì)事務(wù)所出具內(nèi)部控制審計(jì)報(bào)告。因此，內(nèi)部控制越有效的企業(yè)，其內(nèi)部控制質(zhì)量指數(shù)越高，則能在市場(chǎng)中傳遞出公司治理越良好的信號(hào)。投資者愿意相信擁有高質(zhì)量?jī)?nèi)部控制制度企業(yè)的并購(gòu)，比存在內(nèi)控缺陷企業(yè)的并購(gòu)更加嚴(yán)謹(jǐn)并有希望獲得成功。投資者的積極態(tài)度將進(jìn)一步反映在股票的超額收益上。因此內(nèi)部控制有效性會(huì)正向影響上市公司的長(zhǎng)期股票投資收益。但內(nèi)部控制基于信號(hào)傳遞效應(yīng)對(duì)上市公司長(zhǎng)期股票投資收益產(chǎn)生影響的具體機(jī)理很明顯不同于內(nèi)部控制基于企業(yè)治理效應(yīng)對(duì)財(cái)務(wù)績(jī)效產(chǎn)生影響的機(jī)理。本文將被解釋變量替換為并購(gòu)公告日后12個(gè)月的BHAR，并以24個(gè)月的BHAR作為穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

表5列示了以BHAR為因變量的回歸結(jié)果，篇幅原因沒有列示控制變量的回歸系數(shù)。模型7與模型8檢驗(yàn)假設(shè)1，模型8、3、9檢驗(yàn)假設(shè)2，模型8、10、11檢驗(yàn)假設(shè)3。

模型7放入了與模型1一致的控制變量，F(xiàn)統(tǒng)計(jì)量顯示模型有效；模型8在模型7的基礎(chǔ)上加入了解釋變量?jī)?nèi)部控制，回歸系數(shù)為0.241，p值為0.028，說明內(nèi)部控制在5%的水平上顯著地正向影響上市公司長(zhǎng)期股票投資收益。

模型3與表4的模型3一致，說明內(nèi)部控制在5%的水平上顯著地抑制真實(shí)盈余管理；模型9在模型8的基礎(chǔ)上加入了中介變量真實(shí)盈余管理，此時(shí)內(nèi)部控制的回歸系數(shù)為0.247，p值為0.026，在5%的水平顯著，真實(shí)盈余管理的回歸系數(shù)為0.052，p值為0.312，并不顯著，說明內(nèi)部控制并不是通過抑制真實(shí)盈余管理行為影響上市公司長(zhǎng)期股票投資收益的。

模型10在模型7的基礎(chǔ)上加入了董事持股作為解釋變量，董事持股回歸系數(shù)為0.133，p值為0.435，說明董事持股并不會(huì)影響上市公司長(zhǎng)期股票投資收益；模型11在模型10的基礎(chǔ)上加入了解釋變量?jī)?nèi)部控制以及經(jīng)過中心化后內(nèi)部控制與董事持股的交乘項(xiàng)，此時(shí)內(nèi)部控制的回歸系數(shù)為0.263，p值為0.020，在5%的水平顯著，董事持股的回歸系數(shù)為0.130，p值為0.446，交乘項(xiàng)的回歸系數(shù)為0.879，p值為0.178，均不顯著，說明董事持股并不能加強(qiáng)內(nèi)部控制對(duì)上市公司長(zhǎng)期股票投資收益的正向影響。

通過對(duì)BHAR的回歸可以發(fā)現(xiàn)，內(nèi)部控制對(duì)上市公司長(zhǎng)期股票投資收益也有顯著的正向影響，但這一影響并不是通過抑制真實(shí)盈余管理行為得以實(shí)現(xiàn)，也無(wú)法通過董事持股得以加強(qiáng)。該結(jié)果說明，在內(nèi)部控制與并購(gòu)績(jī)效的研究中，應(yīng)當(dāng)對(duì)財(cái)務(wù)績(jī)效與市場(chǎng)績(jī)效加以區(qū)分，內(nèi)部控制對(duì)二者的影響具備不同的作用路徑與適用情境。

表5 內(nèi)部控制影響長(zhǎng)期股票投資收益的回歸結(jié)果

2.并購(gòu)次年的內(nèi)部控制、真實(shí)盈余管理與長(zhǎng)期并購(gòu)績(jī)效。

前文已證實(shí)，上市公司在并購(gòu)當(dāng)年，通過內(nèi)部控制抑制高管的真實(shí)盈余管理行為，影響企業(yè)長(zhǎng)期并購(gòu)績(jī)效。但高管并購(gòu)后的真實(shí)盈余管理行為并不僅存在于并購(gòu)當(dāng)年。并購(gòu)整合的長(zhǎng)期性與高失敗率決定了上市公司在并購(gòu)后會(huì)面臨長(zhǎng)期的業(yè)績(jī)壓力?？紤]到長(zhǎng)期并購(gòu)績(jī)效的衡量覆蓋了并購(gòu)后一年上市公司的財(cái)務(wù)業(yè)績(jī)，本文將進(jìn)一步驗(yàn)證并購(gòu)后一年上市公司的內(nèi)部控制是否仍能通過抑制后一年的高管真實(shí)盈余管理行為影響長(zhǎng)期并購(gòu)績(jī)效。

去除部分缺失值后，樣本量變更為3 955。表6中模型12放入了與主效應(yīng)一致的控制變量，顯示模型有效；模型13加入了并購(gòu)次年上市公司的內(nèi)部控制質(zhì)量指數(shù)，回歸系數(shù)為0.117，p值為0.000，說明并購(gòu)次年，內(nèi)部控制仍在1%水平上顯著地正向影響長(zhǎng)期并購(gòu)績(jī)效。模型14用并購(gòu)次年的內(nèi)部控制對(duì)并購(gòu)次年的真實(shí)盈余管理進(jìn)行回歸，內(nèi)部控制指數(shù)的系數(shù)為-0.135，p值為-0.001，說明并購(gòu)次年內(nèi)部控制仍在1%水平顯著地負(fù)向影響真實(shí)盈余管理。模型15將并購(gòu)次年的內(nèi)部控制指數(shù)與真實(shí)盈余管理均放入回歸模型，內(nèi)部控制的回歸系數(shù)為0.113，p值為0.000，真實(shí)盈余管理的回歸系數(shù)為-0.029，p值為0.000，說明并購(gòu)次年，內(nèi)部控制仍在1%的水平上通過抑制真實(shí)盈余管理行為影響長(zhǎng)期并購(gòu)績(jī)效。模型16與模型17分別將被解釋變量替換為ΔROE，以檢驗(yàn)該部分結(jié)論的穩(wěn)健性。可以發(fā)現(xiàn)關(guān)鍵變量的系數(shù)符號(hào)與顯著性水平均與模型13、15一致，該部分的研究結(jié)論穩(wěn)健。

表6 并購(gòu)次年內(nèi)部控制影響長(zhǎng)期并購(gòu)績(jī)效的回歸結(jié)果

(二)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

表7列示了替換被解釋變量后，前文研究的穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果。模型18與模型19檢驗(yàn)假設(shè)1，模型19與模型20檢驗(yàn)假設(shè)2，模型19、21、22檢驗(yàn)假設(shè)3，模型23與模型24檢驗(yàn)進(jìn)一步研究第一部分，進(jìn)一步檢驗(yàn)的第二部分已在表6模型16與模型17列示。

模型18放入了全部控制變量，F(xiàn)統(tǒng)計(jì)量顯示模型有效；模型19在模型18的基礎(chǔ)上加入解釋變量?jī)?nèi)部控制，內(nèi)部控制回歸系數(shù)為0.148，p值為0.000，說明假設(shè)1結(jié)論穩(wěn)健，內(nèi)部控制顯著地正向影響長(zhǎng)期并購(gòu)績(jī)效。

模型20在模型19的基礎(chǔ)上加入了中介變量真實(shí)盈余管理，此時(shí)內(nèi)部控制的回歸系數(shù)與p值沒有變化，真實(shí)盈余管理的回歸系數(shù)為-0.035，p值為0.000，說明假設(shè)2結(jié)論穩(wěn)健，內(nèi)部控制通過抑制高管的真實(shí)盈余管理行為影響長(zhǎng)期并購(gòu)績(jī)效。

模型21在模型18的基礎(chǔ)上加入了董事持股作為解釋變量，董事持股的回歸系數(shù)為0.129，p值為0.002。模型22在模型21的基礎(chǔ)上加入了內(nèi)部控制以及中心化后內(nèi)部控制與董事持股的交乘項(xiàng)，此時(shí)內(nèi)部控制的回歸系數(shù)為0.156，p值為0.000，董事持股的回歸系數(shù)為0.127，p值為0.002，交乘項(xiàng)的回歸系數(shù)為0.315，p值為0.034，說明假設(shè)3結(jié)論穩(wěn)健，董事持股對(duì)內(nèi)部控制與長(zhǎng)期并購(gòu)績(jī)效有正向調(diào)節(jié)作用。

模型23在模型19的基礎(chǔ)上，將被解釋變量替換為并購(gòu)公告日后24個(gè)月的BHAR，加入解釋變量?jī)?nèi)部控制，此時(shí)內(nèi)部控制的回歸系數(shù)為0.135，p值為0.326，并不顯著，這可能是由于內(nèi)部控制指數(shù)衡量的是并購(gòu)當(dāng)年的內(nèi)控質(zhì)量，而并購(gòu)公告日后24個(gè)月的BHAR跨度太長(zhǎng)，當(dāng)年的內(nèi)控難以產(chǎn)生如此長(zhǎng)遠(yuǎn)的影響所致。因此，本文選取了并購(gòu)后一年內(nèi)部控制指數(shù)作為自變量，在模型24中對(duì)并購(gòu)公告日后24個(gè)月的BHAR進(jìn)行回歸。并購(gòu)次年內(nèi)部控制指數(shù)對(duì)上市公司長(zhǎng)期股票投資收益的回歸系數(shù)為0.373，p值為0.000，說明第一部分的進(jìn)一步研究結(jié)論穩(wěn)健，內(nèi)部控制顯著地正向影響上市公司長(zhǎng)期股票投資收益。

表7 基于變量替換的穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果

此外，考慮到內(nèi)部控制更好的企業(yè)可能本身并購(gòu)績(jī)效更優(yōu)，本文還進(jìn)行了內(nèi)生性檢驗(yàn)，確保不存在樣本選擇偏差問題。本文參考葉康濤等(2015)[33]的研究，選取公司規(guī)模、負(fù)債率、成長(zhǎng)性、前十大股東持股占比、獨(dú)立董事比例、行業(yè)作為內(nèi)控質(zhì)量的解釋變量，采用Heckman兩階段模型進(jìn)行回歸。計(jì)算出的逆米爾斯比率lambda的p值為0.209，因此認(rèn)為本文研究不存在樣本選擇偏差的內(nèi)生性問題。

六、研究結(jié)論與展望

(一)研究結(jié)論

本文以我國(guó)A股市場(chǎng)2009—2017年發(fā)生并購(gòu)事件的上市公司為研究對(duì)象，構(gòu)建固定效應(yīng)OLS模型，驗(yàn)證內(nèi)部控制對(duì)并購(gòu)后真實(shí)盈余管理的治理效應(yīng)，以及內(nèi)部控制與長(zhǎng)期并購(gòu)績(jī)效之間真實(shí)盈余管理的中介作用與董事持股的調(diào)節(jié)作用，得出以下幾點(diǎn)主要結(jié)論。

第一，有效的內(nèi)部控制制度能抑制并購(gòu)后高管的真實(shí)盈余管理行為，并進(jìn)一步正向影響企業(yè)長(zhǎng)期并購(gòu)績(jī)效；這一治理效應(yīng)與中介關(guān)系在并購(gòu)當(dāng)年與并購(gòu)次年均存在。該結(jié)論從高管行為角度回答了內(nèi)部控制如何影響長(zhǎng)期并購(gòu)績(jī)效的問題。結(jié)論說明我國(guó)上市公司的內(nèi)部控制制度對(duì)企業(yè)高管的機(jī)會(huì)主義行為起到了監(jiān)督與約束的作用，從側(cè)面證明了高管在并購(gòu)后確實(shí)存在真實(shí)盈余管理的傾向，且高管的真實(shí)盈余管理行為確實(shí)會(huì)對(duì)企業(yè)的長(zhǎng)期并購(gòu)績(jī)效造成損失，而內(nèi)部控制的治理效應(yīng)可以有效減少該損失。

第二，董事持股在內(nèi)部控制與長(zhǎng)期并購(gòu)績(jī)效關(guān)系中起到正向調(diào)節(jié)作用。該結(jié)論說明，雖然我國(guó)上市公司的內(nèi)部控制制度在并購(gòu)后能發(fā)揮有效的治理效應(yīng)，但這一治理效應(yīng)仍存在提升的空間。并購(gòu)后，上市公司面臨特殊的并購(gòu)風(fēng)險(xiǎn)，該風(fēng)險(xiǎn)對(duì)內(nèi)部控制制度提出了新的要求。上市公司激勵(lì)董事參與內(nèi)部控制制度建設(shè)，是提升內(nèi)部控制制度治理效應(yīng)的有效手段。

第三，內(nèi)部控制對(duì)上市公司長(zhǎng)期股票投資收益有顯著的正向影響，但不存在真實(shí)盈余管理的中介路徑、不受董事持股的異質(zhì)性情境調(diào)節(jié)。該結(jié)論說明，內(nèi)部控制對(duì)財(cái)務(wù)績(jī)效與市場(chǎng)績(jī)效的影響機(jī)理與適用情境并不相同：內(nèi)部控制通過約束高管行為、提高整合能力等路徑影響財(cái)務(wù)績(jī)效，這一過程主要發(fā)生在企業(yè)內(nèi)部；而內(nèi)部控制基于信號(hào)傳遞效應(yīng)影響市場(chǎng)績(jī)效，這一過程主要發(fā)生在企業(yè)外部。

(二)管理啟示

我們從以上研究結(jié)論得出如下管理啟示。

第一，上市公司在并購(gòu)后應(yīng)當(dāng)高度關(guān)注高管的真實(shí)盈余管理傾向，利用內(nèi)部控制制度監(jiān)督高管的機(jī)會(huì)主義行為。并購(gòu)當(dāng)年與并購(gòu)后，上市公司應(yīng)當(dāng)做好“不相容職務(wù)分離”“授權(quán)批準(zhǔn)”等內(nèi)部控制的機(jī)制設(shè)計(jì)，將一項(xiàng)企業(yè)活動(dòng)的授權(quán)、執(zhí)行與監(jiān)督等責(zé)任分配到不同崗位，并落實(shí)好各生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)環(huán)節(jié)中內(nèi)部控制制度的執(zhí)行工作，以有效監(jiān)督與約束高管的機(jī)會(huì)主義行為。

第二，上市公司應(yīng)當(dāng)充分利用董事持股的激勵(lì)作用，促進(jìn)并購(gòu)后內(nèi)部控制制度的重構(gòu)。上市公司應(yīng)當(dāng)針對(duì)特殊的并購(gòu)風(fēng)險(xiǎn)，進(jìn)一步完善與之匹配的內(nèi)部控制制度。在此過程中，上市公司應(yīng)當(dāng)充分重視董事的作用，采用股權(quán)激勵(lì)等方案，鼓勵(lì)董事關(guān)注并購(gòu)后內(nèi)部控制制度的修正與重構(gòu)，促使內(nèi)部控制制度發(fā)揮更有效的治理效應(yīng)。

(三)局限與展望

本文從高管機(jī)會(huì)主義行為角度實(shí)證了內(nèi)部控制影響長(zhǎng)期并購(gòu)績(jī)效的中介路徑問題，并討論了董事持股的異質(zhì)性情境狀況，其局限及相關(guān)的研究展望主要?dú)w結(jié)如下：第一，本文驗(yàn)證了內(nèi)部控制對(duì)上市公司長(zhǎng)期股票投資收益有顯著的正向影響，并指出這一影響中不存在真實(shí)盈余管理的中介路徑，二者關(guān)系不受董事持股的異質(zhì)性情境調(diào)節(jié)，但并未深入研究?jī)?nèi)部控制影響上市公司長(zhǎng)期股票投資收益的內(nèi)在機(jī)理與適用情境，未來的研究可以基于信號(hào)傳遞理論，進(jìn)一步探究?jī)?nèi)部控制影響上市公司長(zhǎng)期股票投資收益的具體機(jī)理與適用情境問題。第二，本文從高管行為角度驗(yàn)證了真實(shí)盈余管理在內(nèi)部控制與長(zhǎng)期并購(gòu)績(jī)效之間發(fā)揮的中介作用，但并未驗(yàn)證其他可能的中介路徑，從并購(gòu)整合等視角分析內(nèi)部控制影響并購(gòu)績(jī)效的其他中介路徑，是有待學(xué)術(shù)界未來深入探討的一個(gè)重要課題。