控制權轉移與“賣方”老股東治理：誰阻礙了管理層留任

○ 王 艷 何竺虔 徐淑芳 羅 莉

引言

作為資本市場的重要組成部分及公司外部治理的重要機制，完善的控制權市場在監督并激勵管理層提高經營業績方面發揮著重要作用。股權協議轉讓是控制權轉移的最主要方式，受《公司法》規定持股比例達到30%時要觸發要約收購、收購方資金不充裕和目標公司控制人為了“東山再起”以轉讓股份和表決權相結合的方式轉讓控制權等因素的影響，買方股東僅收購賣方股東的大部分股權就可以獲得控制權，賣方股東由于保留了公司的少部分股權，控制權轉移后仍會以中小股東身份存續在企業中。在新的股權結構下，隨著“賣方”從大股東轉變為中小股東，買方大股東是否允許“賣方”老股東（轉變為中小股東）在公司治理中發揮作用，如果允許，“賣方”老股東會發揮什么作用及如何發揮作用值得研究。同時，隨著國有企業混合所有制改革的深入和民營企業公司治理水平的逐步提高，越來越多的公司按照現代企業制度從市場直接選聘職業經理人組建管理團隊，促進企業可持續發展。Jensen等[1]發現，若管理層追求個人私利而背離股東價值最大化目標，導致經營業績下降，股東將不再支持和信任管理層，公司就容易成為控制權市場上的交易對象，低效率的管理層在公司控制權轉讓后也會被接管。[2]Easterwood[3]發現，管理層會通過向上盈余管理傳遞管理有效率的信號，降低自己在控制權轉移后被接管的風險。[4]Ben-Amar等認為，[5]控制權轉移中的代理問題會變得更加突出，管理層可能利用自己的信息不對稱優勢進行機會主義盈余管理，在控制權轉移前通過向下盈余管理幫助買方減少收購成本，在控制權轉移后通過向上盈余管理美化控制權轉移效率。在買賣雙方的控制權交易中，目標公司的盈余信息是交易定價的基礎，管理層作為理性經濟人，可能利用代理人獨有的信息資源，通過盈余管理影響交易公平，瓜分股東財富以滿足自利需求。[6]Lefanowicz等[7]研究了控制權轉移對職業經理人市場的影響，發現控制權轉移后管理層難以找到同質同薪的工作，這使管理層有動機與買方合作，犧牲賣方利益以換取自身的留任福利。Morck等[8]針對管理層持股研究了公司內部治理的作用機制，發現當管理層的持股比例達到25%時，他們會對并購和管理層被接管等外部沖擊產生免疫力，可以緩解控制權轉移中的第一類代理問題。[9-11]但在我國IPO核準制背景下，[12]買方收購上市公司可能更多是為了獲得上市資格，而企業的經營業績可能并不是評價和接替管理層的最主要動因，因而可能滋生管理層與買方合謀壓價以實現繼續留任的自利動機。如果管理層與買方合謀成功，通過降低控制權轉讓價格和犧牲“賣方”利益實現了留任，存續在企業中的“賣方”老股東能否通過有效的公司治理機制阻止自利管理層持續留任需深入探討。

基于現實需求和理論缺口，本文以2000-2017年發生控制權轉移的A股上市公司為樣本，根據我國IPO核準制特點將控制權轉移定價分為名義定價、真實定價和扣除上市殼資源價值的股東權益定價，通過鑒別機會主義盈余管理與各類控制權轉移定價的關系，找到控制權轉移前負向盈余管理和控制權轉移后管理層留任的中介變量。通過考察有“賣方”老股東存續的非控股股東治理對核心管理層留任的抑制效應，分析內部公司治理對不完善外部公司治理的替代作用。研究發現，在我國IPO嚴格管制、核心管理層從職業經理人市場選聘而不是由大股東委派、股權激勵政策實施效果仍不足、在股權轉讓方案中買方有美化控制權轉移效率需求等的制度背景下，控制權轉移前目標公司的市場選聘類核心管理層會進行顯著的負向盈余管理，且該行為降低了賣方的股東權益價值，使賣方獲得了名義上的溢價實際上的折價。扣除殼資源價值后，賣方獲得的基于股東權益價值的真實溢價越低，核心管理層事后的留任比例越大；扣除“殼價值”的控制權真實溢價，在市場選聘類核心管理層通過負向盈余管理與買方“合謀”實現留任的路徑中具有完全中介作用。研究還表明，控制權轉移后，包含“賣方”老股東的非控股股東治理在該路徑中起反向調節作用，這會使市場選聘類核心管理層通過與買方合謀壓價以實現留任的合謀路徑失效。

本文從以下三個方面構成對已有文獻的補充。第一，王克敏等[13]也探討了控制權轉移公司高管為應對離職風險而與買方合謀的策略及后果，但本文與其存在明顯差別。首先，在研究內容上，該研究未考慮我國IPO核準制背景下，控制權交易價格中包含的股東權益價值和由于IPO管制所帶來的殼資源價值影響，本文在IPO核準制背景下，以市場選聘類核心管理層面臨被接管風險為切入點，沿控制權交易事件的事前、事中和事后時間軸展開研究，發現管理層的負向盈余管理行為僅僅作用于扣除殼價值的控制權轉移真實溢價，厘清了管理層機會主義盈余管理的作用邊界。其次，在研究方法上，本文運用中介效應模型，對控制權轉移中核心管理層留任的動機、策略與后果進行了完整的路徑分析，揭示了控制權轉移公司的市場選聘類核心管理層為避免被接管，與買方合謀降低控制權交易價格以換取留任的完整路徑。最后，該研究未對控制權轉移樣本的選擇性偏誤和遺漏變量等內生性問題做深入探討和解決，本文一方面加入遺漏變量進行交互效應檢驗，另一方面將傾向得分匹配法（PSM）與Heckman兩階段模型相結合，以管理層籍貫地區的人口教育水平和控制權轉移前目標公司的管理層權力為工具變量（IV），較好地解決了控制權轉移模型的樣本選擇性偏誤問題。

第二，大量研究表明，內部公司治理與控制權市場的外部公司治理之間存在互補效應，[8-10]然而，本研究發現，在我國IPO核準制下，控制權市場作為外部公司治理機制并不完善，針對管理層和買方合謀所帶來的第二類代理問題，在控制權轉移后的實驗場景中，本文通過構建由“賣方”老股東、機構投資者和股權制衡所形成的非控股股東治理結構，分析非控股股東治理機制對自利管理層留任的抑制作用，為內部公司治理與外部公司治理之間存在著替代效應而非互補效應提供了新的經驗證據，王克敏等[13]的研究也探討了控制權市場外部公司治理機制不完善所導致的管理層機會主義盈余管理行為，但并未探析針對不完善外部公司治理的彌補機制。本文運用帶調節的中介效應模型構建了包含“賣方”老股東的非控股股東治理結構，并通過選點法下的正負標準差和Bootstrap非線性模型，就非控股股東治理阻止管理層留任的作用大小和范圍進行了合理的界定，為規范上市公司控制權轉移行為和完善非控股股東治理機制提供了理論支持和實踐依據。

第三，本文的發現對我國企業上市制度由核準制向注冊制改革也有一定的參考價值。首先，通過提高公司治理質量構建完善的投資者保護機制，可以為我國企業上市注冊制實施提供一定的決策參考。其次，隨著公司發行證券上市注冊制改革的全面推行，控制權轉移的首要目的將不再是獲取上市殼資源，而控制權交易市場也將逐步體現公司外部治理的效能，對管理層業績進行持續、公開、透明的評價，形成優秀職業經理人保護機制刻不容緩。同時，企業上市注冊制改革會使上市公司控制權交易常態化，控制權轉移會帶來新舊股東的更替，當“賣方”老股東轉變為中小股東時，新控股股東應適當地任用“賣方”老股東，使其在治理層中發揮積極作用，促使新老股東形成命運共同體，共謀第一類代理問題和第二類代理問題的解決方案，以促進企業更優質的高效發展。

一、理論分析與研究假設

1.管理層機會主義盈余管理與控制權轉移溢價

控制權市場理論認為控制權市場是通過外部公司治理來淘汰低效率的管理層，且會計盈余是評價管理層效率的重要信息，[13]在控制權轉移視角下，會計盈余信息不僅與公司變革相關，也與管理層職業生涯變遷聯系緊密。[14]21世紀以來，在我國A股上市的公司主要采用核準制，[12]證監會對新股發行的管制使許多企業轉而購買上市公司控制權以實現間接上市，基于管理層經營效率低下而發生的控制權交易事件較少，面對控制權轉讓帶來的被接管風險，管理層的機會主義盈余管理動機也可能偏離經營效率目標。[13]除了配合新控股股東美化控制權轉移效率外，管理層還可能利用委托代理關系與信息不對稱優勢，與買方合謀通過負向盈余管理降低控制權交易價格，減少自己在公司控制權轉讓后的離職風險。[15]Grossman等[16]指出，控制權是一種股東權益，更是從股東所有權中派生出來的經濟性權利，擁有排他性利用公司資產從事投資和市場營運的決策權。[17]在控制權交易中，買賣雙方由于經營能力、風險偏好和樂觀程度不同，對目標公司的價值估計有所差異，這種差異正是控制權交易的基礎，因為只有雙方都感到有利可圖，交易才能達成。[18]這為管理層進行機會主義盈余管理創造了條件，在控制權轉移前，管理層利用自己的獨特信息優勢，通過負向盈余管理使賬面盈余低于真實盈余水平，在控制權轉移價格衡量中，由于賬面盈余水平低、股東收益下降，控制權交易價格基準評估值偏低，這樣就容易構建滿足賣方“高價賣出”利益訴求的控制權名義溢價。同時，管理層將真實盈余信息傳遞給買方，幫助買方衡量出控制權真實溢價，滿足買方“低價買入”利益訴求。[13]

在我國，嚴格的企業上市核準制使上市公司成為了“殼”資源，上市公司控制權收益還包含著上市“殼”資源價值擁有權。屈源育等[19]認為，中國的上市公司的企業價值中都包含著一部分“殼價值”，“殼價值”與二級股票市場投資者的判斷、宏觀政策沖擊和企業性質等外部因素關系密切。由此本文認為，盈余管理基于管理層內部信息優勢產生，管理層通過機會主義盈余管理粉飾控制權轉讓價格的作用可能有限，[13]將控制權轉讓價格分為名義價格、剔除盈余管理的真實價格、剔除盈余管理和“殼價值”的真實價格，可以識別機會主義盈余管理究竟會影響哪種控制權轉讓價格，進而，可能出現兩種結果：第一，會計盈余是控制權轉讓價格的測算基礎，[13,20]管理層可以利用信息優勢進行機會主義盈余管理，使控制權轉讓價格“名溢實折”。第二，雖然會計盈余是控制權轉讓價格的測算基礎，管理層只能利用企業內部信息進行機會主義盈余管理，其作用邊界僅僅是股東權益價值，難以對與外部因素密切相關的“殼價值”產生影響，[19]管理層的負向盈余管理會使扣除“殼價值”的控制權轉讓價格“名溢實折”。基于此，本文提出以下兩個研究假設：

H1a：在其他條件一定的情況下，較控制權轉移名義溢價而言，目標公司負向盈余管理越嚴重，控制權轉移真實溢價越低

H1b：在其他條件一定的情況下，較控制權轉移名義溢價而言，目標公司負向盈余管理越嚴重，扣除“殼價值”的控制權轉移真實溢價越低

2.控制權轉移溢價與管理層留任

Morck等[8]圍繞控制權轉移中買賣雙方的財富效應展開研究，發現除買賣雙方外，管理層在控制權轉移過程中擔任重要的角色，他們擁有選擇合作伙伴和談判定價等權利。Cotter等[21]在控制權轉讓交易研究場景中嵌入管理層利益，發現管理層會衡量自身財富的變化，當預期財富增加時，他們會減少交易抵制，并促進交易成功。Hartzell等[22]的研究表明，并購后目標公司管理層有接受離職補償和繼續留任兩種選擇，相比接受離職補償，管理層更愿意留任，Lefanowicz等[7]發現離職后管理層的再就業前景并不樂觀。因此，從市場選聘的管理層希望控制權轉移后繼續留任，在控制權轉讓交易中，他們會選擇友善交易方案并促使交易成功。Cotter等[21]認為能夠實現控制權溢價預期的交易方案最佳，管理層為了實現留任，在談判中會選擇高溢價方案來滿足賣方的利益訴求，并通過分析友善交易可能給買方帶來的超額市場報酬（Abnormal Returns）等綜合財富效應，使買方以財富效應最大化目標對交易方案進行評判并最終選擇接受交易。

然而，面對控制權轉移后的被接管風險，管理層可能不滿足于僅僅在交易談判中實施友善交易方案促進交易成功，根據本文的分析邏輯，在我國IPO核準制背景下，核心管理層進行機會主義盈余管理，除了幫助買方美化控制權轉移效率之外，更可能立足于自身利益選擇與買方合謀，通過壓低控制權轉移價格使買方受益來換取留任。與機會主義盈余管理的作用邊界相匹配，管理層留任可能存在兩條路徑：一是目標公司核心管理層會利用自己獨特的信息優勢進行機會主義盈余管理，通過粉飾名義上溢價而真實上折價的控制權轉移價格，同時滿足賣方“溢價賣出”和買方“折價買入”的利益訴求，促使控制權轉讓交易友善且順利完成，實現留任。二是目標公司核心管理層利用企業內部信息優勢，通過粉飾控制權轉讓中的股東權益價值，壓低扣除“殼價值”的控制權轉移真實溢價，達到留任目的。基于此，本文提出如下假設：

H2a：在其他條件一定的情況下，較控制權轉移名義溢價而言，控制權轉移的真實溢價越低，目標公司核心管理層在控制權轉移后留任的比例越高

H2b：在其他條件一定的情況下，較控制權轉移名義溢價而言，扣除“殼價值”的控制權轉移真實溢價越低，目標公司核心管理層在控制權轉移后留任的比例越高

二、研究設計

1.樣本選擇

參考徐曉東等的研究，[17]本文將控制權轉移定義為第一大股東發生變更，以2000-2017年第一大股東發生變更的A股上市公司為研究樣本。2000年3月，中國證監會規定我國證券發行由審批制過渡到核準制，因此研究起點是2000年；本文考察了企業控制權轉移后兩年管理層的留任情況，實質上的研究期間為2000-2019年。樣本選擇的依據為：第一大股東發生變更樣本2457個，剔除發生多次控制權變更的樣本672個，剔除金融保險行業樣本23個，剔除發生控制權交易具有關聯方關系的樣本302個，剔除ST的樣本198個，剔除轉讓殼資源的樣本305個，①剔除控股股東擔任核心管理層職位及核心管理層并非來源于市場選聘的樣本295個，剔除存在缺失值的樣本160個，最終得到有效樣本502個。

發生控制權轉移的公司及其股權轉讓相關數據來自中國經濟金融數據庫（CCER）和國泰安金融數據庫（CSMAR）。除股權分置改革等虛擬變量外，對所有連續變量都進行了上下1%的Winsorize縮尾處理。數據處理軟件為SAS9.4和STATA15。

2.模型設立與變量說明

（1）盈余管理與控制權轉移溢價回歸分析

首先，參考已有研究，[13]建立模型（1）檢驗假設H1a和H1b：

其中，解釋變量為盈余管理Dacc，根據Dechow等[23]的修正Jones模型計算，取第i家公司第t-1年的值。被解釋變量Premium為控制權轉移溢價，與Barclay等[20]方法不同，②基于我國證券市場獨有特點，③用目標公司控制權轉移的價格相對于每股凈資產的溢價程度予以衡量，[23,24]且分別用控制權轉移名義溢價Ln_nameP、真實溢價Ln_realP及扣除“殼價值”的真實溢價Ln_shell來測度，其中：① Ln_nameP通過Ln_nameP=log(TransferPi,t/EPSi,t-1）計算，TransferPi,t為控制權轉移每股價格，EPSi,t-1為第t-1年年報披露的凈資產，為Equity（所有者權益賬面價值）與普通股股數之比。② Ln_realP通過Ln_realP=log(TransferPi,t/REPSi,t-1）計算，TransferPi,t定義同上，REPSi,t-1為第t-1年的每股實際凈資產，通過第t年的Equity（所有者權益賬面價值）與Dacct×TAt–1（第t年的盈余管理×第t-1年的總資產值）的差額除以第t年末普通股股數計算。③ Ln_shell通過Ln_shell=log[(TransferPi,t-ShellPi,t）/REPSi,t-1]計算，TransferPi,t和REPSi,t-1定義同上，ShellPi,t為“殼價值”，參考屈源育等和Lee等，[19,25]具體計算過程如下：

首先，以2000-2017年的控制權轉移A股上市公司為樣本，通過模型（2）估計控制權轉移中實現的“殼價值”（SV）：

其中，LnSV是借殼交易中實現的“殼價值”的對數，通過公式SV=(MVCE×SFS）-OC計算再取對數，MVCE為控制權轉移交易信息宣布時公司的市場價值，SFS為目標公司所有者最終獲得的公司控制權轉移后的股權比例，OC為目標公司的轉讓價值。LnMV為市值對數，(LnMV）2為市值對數的二次項，用于控制SV與MV可能存在的非線性關系。SOE是上市公司是否為國企的虛擬變量，是取1，否則取0；Cash為現金持有率，是目標公司控制權轉移前一年的現金持有量與期末資產總額之比；ROE為凈資產收益率，是目標公司控制權轉移前一年的凈利潤與股東權益之比；Shrcr為目標公司控制權轉移前一年的第一大股東持股比例。

其次，以2000-2017年的A股上市公司為樣本，通過模型（3）估計控制權轉移公司被借殼的概率Pr：

其中，Shell為上市公司在第t年是否進行控制權轉移交易的虛擬變量，是為1，否則為0，控制權轉移交易的判斷方法與前文樣本選擇所用方法一致。Size為公司第t-1年期末資產總額的對數；OP為經營利潤率，是公司第t-1年的營業利潤與全部業務收入總額之比；ST為公司第t-1年是否被ST處理的虛擬變量，是為1，否為0；Ipo_reject代表IPO和管理政策的松緊，等于第t-1年的[1-(通過IPO審核的企業數量/上會的總企業數量）]的自然對數；Insider為公司第t-1年的高管持股比例。

最后，通過公式ESV=(SV×Pr）計算得到控制權轉移公司的期望“殼價值”，即為Ln_shell計算中所需要用到的“殼價值”。

對應H1a和H1b，本文預期Dacc對Ln_realP或Ln_shell的回歸系數β1顯著為正。

（2）控制權轉移溢價與核心管理層留任回歸分析

為檢驗假設H2a和H2b，本文建立了模型（4）：

其中，Retention為被解釋變量，表示核心管理層總經理CEO和財務總監CFO的留任比例。④首先，根據高管簡歷中的歷任職位信息，手工查找企業CEO和CFO歷任工作單位的性質，對于國有企業的高管，參考楊志強等的研究，[27]若高管曾于民營或外資企業任職，視為“市場化選聘高管”，若其就職單位均為國有企業或行政事業單位，則不視為“市場化選聘高管”，予以刪除；對于民營企業的高管，參考李歡等的研究，[28]查閱上市公司招股說明書中“董事、監事、高級管理人員與其他核心人員相互之間的親屬關系”，并對照上市后每年公司年報中披露的“董事、監事和高級管理人員”信息，判斷區分CEO和CFO是否為大股東關聯方，如果是，則不視為“市場化選聘高管”，予以刪除，對上市后公司高級執行層中的新成員，通過巨潮咨詢和新浪財經等網站、百度搜索及公司其他公開信息查詢其與實際控制人之間的關聯方關系進而判斷是否為關聯方，對于關聯方CEO和CFO的名單予以刪除。接下來，對比目標公司上述“市場化選聘高管”CEO和CFO的名單變動情況計算核心管理層留任比例，具體計算方法為：控制權轉移前第t-1年任CEO或CFO的高管在控制權轉移后第t+2年公司公布的高管名單內定義為1，否則為0，每家公司CEO和CFO分數總和與總分2之比即為核心管理層留任比例。Premium為解釋變量，即控制權轉移溢價，沿用模型（1）中的Ln_nameP、Ln_realP和Ln_shell分別測量。對應H2a和H2b，本文預期Ln_realP或Ln_shell對Retention的回歸系數γ1顯著為負。

模型（4）的控制變量同模型（1），均為股權分置改革（Reform）、市場時機（MB）、控制權轉移效率（ΔTobin_Q）、IPO拒絕率（Ipo_reject）、公司年齡（Age）、公司規模（Size）、管理層聲譽（Reputation）和高管持股比例（MSH），控制變量定義詳見表1。

表1 控制變量定義表

三、實證結果與分析

1.描述性統計分析

樣本期間共有3522家公司發生股權轉讓，其中因股權轉讓而發生控制權轉移的公司為502個，包括88.25%的公司以低于50%股權比例轉讓了控制權，表明控制權轉移事件大部分發生在股權比較分散的公司中。受篇幅限制，樣本公司股權轉讓統計表、主要變量的描述性統計表、控制權轉移公司和非控制權轉移公司主要變量的T檢驗和Z檢驗略去備索。上述結果初步表明，控制權轉移公司的管理層傾向于在控制權轉移前進行負向盈余管理。

2.回歸結果分析

（1）盈余管理對控制權轉移溢價的影響

表2為 模 型（1）的回 歸 結 果。（1）-（3）列 為Dacc對Ln_nameP的影響，（4）-（6）列為Dacc對Ln_realP的影響，但解釋變量Dacc和兩個被解釋變量Ln_nameP、Ln_realP在統計上沒有顯著的關系，假設H1a未得到驗證。（7）-（9）列為Dacc對Ln_shell的影響，顯示Dacc的回歸系數顯著為正，研究假設H1b得到驗證，與控制權轉移名義溢價和真實溢價相比，目標公司管理層的負向盈余管理促使扣除“殼價值”的控制權轉移真實溢價下降。

表2 盈余管理與控制權轉移溢價的回歸結果

（2）控制權轉移溢價對控制權轉移后核心管理層留任的影響

表3為模型（4）的回歸結果。（1）-（3）列為Ln_nameP對Retention的影響，（4）-（6）列為Ln_realP對Retention的影響，但兩個解釋變量Ln_nameP、Ln_realP和被解釋變量Retention在統計上沒有顯著的關系，研究假設H2a未得到驗證。（7）-（9）列為Ln_shell對Retention的影響，回歸結果顯示Ln_shell與Retention存在顯著負相關關系，表明核心管理層能夠通過降低扣除“殼價值”的控制權轉移真實溢價水平達到留任的目的，研究假設H2b得到驗證。

表3 控制權轉移溢價與核心管理層留任的回歸結果

3.穩健性檢驗

為保證研究結論的嚴謹性，本文進行了一系列的穩健性檢驗（數據略去備索）：（1）替代變量檢驗。針對研究假設H1，采用Jones模型重新計算了Dacc；[30]針對研究假設H2，將CEO是否留任作為Retention的替代變量進行Logistic回歸。[15]上述回歸結果表明，研究假設H1b和H2b依然成立。（2）新增控制變量檢驗。對研究假設H1，選取買方公司和目標公司的產權屬性（國有或民營）及目標公司股份屬性（流通股和限售股）作為新的控制變量加入原模型（1）進行回歸，結果顯示Dacc與Ln_shell的回歸系數在1%的水平上顯著為正；再將全樣本分為Dacc＜0的子樣本和Dacc＞0的子樣本對H1進行再檢驗，發現Dacc與Ln_shell的回歸系數在Dacc＜0的子樣本中為正且在5%的水平上顯著，其他情況均不顯著，表明H1b的結果穩健。對研究假設H2，取公司t-1年的營業收入增長率、目標公司老股東在控制權轉移后是否持有目標公司股份、買方公司和目標公司是否屬于同一行業作為新的控制變量加入原模型（4）進行回歸，回歸結果表明Ln_shell與Retention的回歸系數在1%的水平上顯著為負；再將全樣本分為Dacc＜0的子樣本和Dacc＞0的子樣本對H2進行再檢驗，發現Ln_shell與Retention的回歸系數在Dacc ＜0的子樣本中為負且在1%的水平上顯著，其他情況均不顯著，表明H2b的結果穩健。

4.內生性檢驗

（1）遺漏變量的交互效應檢驗

以往研究表明，公司業績高低是管理層進行盈余管理的重要影響因素，[31]應用到本文的研究情境中，控制權轉移溢價的高低有可能并非源于盈余管理，而是公司本身業績所造成的經濟后果。為了排除這一可能性，借鑒已有研究，[31,32]本文選取總資產收益率（ROA）作為公司業績的代表，若公司在控制權轉移前一年的ROA高于當年行業中位數，G_performance賦值為1，否則為0；再將G_performance及交乘項G_performance×Dacc加入原模型（1）進行回歸，回歸結果如表4所示，列（4）-（6）在列（1）-（3）的基礎上加入了穩健性檢驗中的新增控制變量，發現G_performance×Dacc僅與Ln_shell在5%水平上顯著為正，表明在公司業績更好的公司中，負向盈余管理越嚴重，扣除“殼價值”的控制權轉移真實溢價越低。

表4 內生性檢驗：考慮遺漏變量“公司業績”的影響

同時，以往研究表明，當公司發生控制權轉移時，資本市場上的股價會表現出有規律的異常波動。[32,33]本文已述及，管理層是在“名溢實折”的情境下，通過降低扣除“殼價值”的控制權轉移真實溢價以提升自身留任機率，這既能滿足“賣方”高溢價賣出的訴求，也能體現買方以財富效應最大化目標（而非買價最低目標）對交易方案進行評判并最終選擇接受交易的內在邏輯。如果“名溢實折”的控制權交易策略有效，高定價方案會傳遞出轉讓優質目標公司的信息，此消息宣告帶來的短期市場績效也會更好。因此，本文將目標公司控制權轉讓首次宣告日前后市場反應作為遺漏變量納入原模型（4）。首先，借鑒已有研究，[33]選取目標公司控制權轉讓首次宣告日前后的累計超額收益率作為市場反應的替代變量，以[-150,-30]作為市場模型估計的清潔期，若目標公司控制權轉讓首次宣告日前30天開始至首次宣告日后5天[-30,+5]的累計超額收益率高于當年中位數，則賦值CAR為1，否則為0；其次，將CAR及其與控制權轉移溢價的交乘項加入原模型（4）進行回歸，回歸結果如表5所示，列（4）-（6）在列（1）-（3）的基礎上加入了穩健性檢驗中的新增控制變量，發現僅CAR×Ln_shell的系數在5%水平上顯著為負，其他交乘項均不顯著，這表明當控制權轉移事件的短期市場績效好時，扣除“殼價值”的控制權轉移真實溢價越低，目標公司核心管理層在控制權轉移后留任的比例越高。

表5 內生性檢驗：考慮遺漏變量市場反應的影響

（2）Heckman檢驗（樣本選擇性偏誤）

為了降低和緩解控制權轉讓過程中可能存在的樣本選擇性偏誤，參考王甄等的研究，[34]選取Heckman兩階段模型進行內生性檢驗。首先，使用Rosenbaum等提出的傾向得分匹配法（PSM），[35]以模型（1）和（4）的7個控制變量為特征變量，⑤以發生了控制權轉移的樣本公司為處理組、未發生控制權轉移的公司為控制組進行1:1匹配，PSM后一共得到946個觀測樣本（數據略去備索），再用Heckman兩階段模型進行內生性檢驗。

針對H1，本文選取存有外生性的目標公司核心管理層籍貫地的地區人口教育水平（Education）作為工具變量（IV），加入Heckman第一階段進行回歸，如模型（5）所示，因變量為企業是否發生控制權轉移Transfer，發生了控制權轉移賦值為1，否則為0。核心管理層籍貫地以CSMAR數據庫披露的CEO和CFO簡歷及籍貫信息為基礎，結合新浪財經人物、百度、搜狗、360綜合搜索等互聯網工具，通過手工收集和整理所得。借鑒姜付秀等的研究，[36]Education的計算方法為t-1年核心管理層籍貫地平均每百人中受高等教育的人數（單位：人），數據來源于國家統計局官網的中國統計年鑒，相應缺失值通過查閱人口統計年鑒進行補充。

表6列報了Heckman兩階段模型的回歸結果，列（1）為第一階段回歸，列（2）-（7）為第二階段回歸（加入逆米爾斯指數Invmr后按模型1回歸），列（5）-（7）在列（2）-（4）的基礎上增加了穩健性檢驗中的新增控制變量。回歸結果顯示，在第一階段，IV（Education）與控制權是否轉移（Transfer）在5%水平上顯著負相關，表明核心管理層籍貫地的地區人口教育水平越高，其出于自利而通過負向盈余管理壓低目標公司控制權轉移價格的可能性越低；在第二階段，Invmr在1%水平上顯著，Dacc與Ln_shell依然在1%水平上顯著正相關，表明控制了樣本選擇性偏誤后，H1b的結論仍然成立。

表6 內生性檢驗：盈余管理與控制權轉移溢價的Heckman檢驗

針對H2，本文選取目標公司控制權轉移前管理層權力（Power）作為工具變量（IV）加入Heckman第一階段進行回歸，如模型（6）所示，因變量Transfer定義同上。借鑒Finkelstein、權小鋒等的研究，[37,38]Power通過以下四個指標（t-1年）打分加總得到：①董事會規模，若t-1年目標公司董事會人數超過當年行業中位數賦值為1，否則為0；②目標公司股權是否分散，若t-1年第一大股東占比小于當年行業中位數，賦值為1，否則為0；③目標公司獨立董事與公司工作地點是否一致，t-1年的地點若不一致賦值為1，否則為0；④金字塔層級，目標公司控股股東到公司最長控制鏈條的層數，若t-1年公司最長控制鏈條的層數大于行業中位數賦值為1，否則為0。[39,40]一般而言，工具變量需同時滿足相關性和外生性條件。一方面，本文所度量的管理層權力是公司層面的相對權力，公司層面管理層權力越高，核心管理層越可能出于自利與買方“合謀”壓價以留任；另一方面，公司層面的管理層相對權力并非管理層個人本身的能力（管理層個人本身的能力會影響其留任的機率，不滿足IV的外生性條件），不直接影響公司控制權轉移后核心管理層個人的留任機率（第二階段因變量Retention），此IV具有一定的外生性。

表7列報了Heckman兩階段模型的回歸結果，列（1）為第一階段回歸，列（2）-（7）為第二階段回歸（加入逆米爾斯指數Invmr后按模型4回歸），列（5）-（7）在列（2）-（4）的基礎上增加了穩健性檢驗中的新增控制變量。回歸結果顯示，在第一階段，IV（Power）與控制權是否轉移（Transfer）在5%水平上顯著正相關，表明工具變量是有效的；在第二階段，Invmr在1%水平上顯著，Ln_shell與Retention依然在1%水平上顯著負相關，表明控制了樣本選擇性偏誤后，H2b的結論仍然成立。

表7 內生性檢驗：控制權轉移溢價與核心管理層留任的Heckman檢驗

四、進一步討論

1.盈余管理與核心管理層留任之間的路徑分析：扣除“殼價值”的控制權轉移真實溢價的中介作用

前文實證檢驗表明，負向盈余管理對扣除“殼價值”的控制權轉移真實溢價具有顯著正向影響，扣除“殼價值”的控制權轉移真實溢價對管理層留任具有顯著負向影響。接下來，通過中介效應模型探究扣除“殼價值”的控制權轉移真實溢價是否在核心管理層通過負向盈余管理實現留任的路徑中發揮中介作用。

首先，本文根據Preacher等、溫忠麟等的依次檢驗法，[41,42]從路徑上分析扣除“殼價值”的控制權轉移真實溢價的中介作用，如（7）-（9）模型所示：

進一步，在依次檢驗法的基礎上，使用Sobel檢驗來具體量化中介效應的大小（ab系數乘積）及其顯著性水平。[43]依次檢驗法假定變量間存在線性關系、Sobel檢驗前提是間接效應ab為正態分布，這兩種方法均有一定的局限，[44]本文再采用信度較高的Bootstrap方法，[41]該方法基于區間估計的理念，采用重復抽樣的方式對間接效應ab進行非參數檢驗，從而計算出5%及以上顯著水平上間接效應ab的置信區間。通過運用上述三種方法對Dacc、Ln_shell和Retention之間的中介效應進行了分析與檢驗，結果如表8所示。

表8 扣除“殼價值”的控制權轉移真實溢價的中介作用分析

Panel A顯示在依次檢驗法下，Dacc與Retention在5%的顯著性水平上負相關（c=-0.353，t=-2.06）；Dacc與Ln_shell在1%的顯著性水平上正相關（a=0.423，t=2.71）；控制Dacc后，Ln_shell與Retention也在1%的顯著性水平上負相關（b=-0.170，t=-3.36）；控制Ln_shell后，Dacc與Retention在5%的顯著性水平上不相關（c’=-0.281，t=-1.65），表明中介效應存在，且Ln_shell在Dacc和Retention之間充當完全中介。Panel B顯示中介效應的大小為0.423×0.170=-0.072，并且Sobel檢驗（Z=-2.111，P＜0.05）和Bootstrap置信區間（CI）[-0.144，-0.014]的結果顯示該間接效應的大小顯著異于0，完全中介效應成立。

2.非控股股東治理在扣除“殼價值”的控制權轉移真實溢價與核心管理層留任之間的反向調節作用

雖然前文中介效應的檢驗結果顯著，但研究假設H2b的檢驗結果表明，Ln_shell與Retention的回歸系數僅為0.180（考慮所有控制變量時），核心管理層留任的比例并不高。同時，前述理論分析也表明，在目標公司股東治理機制不完善的情況下，核心管理層有機會進行機會主義盈余管理。受實證結果和理論分析的啟發，本文認為，控制權轉移后，如果公司股東治理結構變好，核心管理層可能難以留任，這種股東治理對中介效應的反向調節機制需要進一步討論。

與已有文獻多聚焦于研究大股東或實際控制人的股東治理效應不同，[45,46]本文基于大股東與目標公司管理層的合謀行為，主要研究非控股股東的治理作用。如姜付秀等、Cheffi等發現除監督機制外，非控股股東可以通過派出董事在董事會發表異議發揮公司治理作用，抑制控股股東的私利行為和管理層的機會主義行為，[47,48]曾志遠等研究發現機構投資者持股可以約束控股股東的侵占意圖，對于公司治理具有積極作用，[49]Gul等發現股權制衡機制可以促進企業可持續發展。[50]

為檢驗非控股股東治理的反向調節作用，本文構建了非控股股東治理質量指數（SGQ）。Gompers等通過對公司治理各項治理結構打分加總的方式，構建了公司治理文獻中著名的GIM指數。[51]參照他們的做法，本文通過對三個維度下的9個變量打分（變量指標優于平均水平賦值為1，否則為0），加總得到SGQ。第一個維度是“賣方”老股東（轉變為中小股東）治理，參考孫光國等的研究，[52]選取“賣方”老股東持股比例、“賣方”老股東在董事會的席位比例、“賣方”老股東是否在提名委員會任職三類指標。⑥[53]第二個維度是機構投資者治理，[54,55]參考牛建波等的研究，[56]選取機構投資者持股比例、機構投資者持股市值、異質機構投資者三類指標。第三個維度是股權制衡機制，參考趙景文等的研究，[57]用第2-5大股東制衡指數、Z指數、Herfindahl_51指數三類指標（SGQ的詳細構建過程略去備索）。基于此，SGQ的最高得分為9分，最低得分為0分，標準化處理后SGQ的取值區間為（0,1）。

接下來，本文也采用依次檢驗法、Sobel檢驗和Bootstrap三種方法對有調節的中介效應進行檢驗。[44,58]依次檢驗法的模型如下：

檢驗結果如表9所示。Panel A顯示，交互項Ln_shell×SGQ與Retention在5%的顯著性水平上正相關（系數=0.484，t=2.07），表明非控股股東治理對扣除“殼價值”的控制權轉移真實溢價和核心管理層留任這一路徑具有反向調節作用。參照Hayes等的研究并根據表9回歸結果，[59]將SGQ的調節效應表達為如下函數：

表9 非控股股東治理調節下扣除“殼價值”的控制權轉移真實溢價的中介作用分析

Retention=0.342-0.462×Ln_shell-0.316×SGQ

+0.484×Ln_shell×SGQ+...

將第三項和第五項提取公因式，整合得到：

Retention=0.342+（-0.462+0.484×SGQ）×Ln_shell

-0.316×SGQ+...

此時本文采用常用的選點法Pick-a-Point Approach，[59]對SGQ的調節效應大小及其顯著性進行分析。首先對Ln_shell取一階偏導數，得到-0.462+0.484×SGQ。從此處可以看出，Ln_shell對Retention的影響會因SGQ的不同而有所差異。其次根據Hayes等的研究，[59]對調節效應的顯著性進行手工計算，當SGQ取Mean-1 SD（0.429），即非控股股東治理質量較差時，Ln_shell的回歸系數為-0.462+0.484×0.429=-0.254，P＜0.01，95%置 信 區 間（CI）為[-0.377,-0.143]。當SGQ取Mean（0.616），即非控股股東治理質量處于中等水平時，Ln_shell的回歸系數為-0.462+0.484×0.616=-0.164，p＜0.01，95%置 信 區 間（CI）為[-0.262,-0.061]。當SGQ取Mean+1 SD（0.803），即非控股股東治理質量較好時，Ln_shell的回歸系數為-0.462+ 0.484×0.803=-0.073，p＞0.30，95%置信區間（CI）為[-0.209,0.083]。由此看出，隨著SGQ的提升，Ln_shell對Retention的回歸系數無論是從大小還是顯著性而言都會逐漸下降；當SGQ較好時，Ln_shell與Retention之間就不再存在統計學意義上的顯著性關系（SGQ的調節效應見圖1）。

圖1 非控股股東治理的調節效應

Panel B顯示了在SGQ調節下，Dacc×Ln_shell的間接效應大小，根據Panel A中Dacc（a1）與Ln_shell（b1）的回歸系數并結合上述分析的調節效應（b3）計算 得 來，即0.423×（-0.462+ 0.484×SGQ）。當SGQ（0.429）較差時，間接效應值為-0.110，Z值為-2.329（P＜5%），Bootstrap置信區間（CI）為[-0.214,-0.027]；當SGQ（0.616）處于中等水平，Z值為-2.099（P＜5%），Bootstrap置信區間（CI）為[-0.143,-0.013]；當SGQ（0.803）較好時，核心管理層的留任路徑會不成立（間接效應值為-0.031，Z值為-0.925（P＞10%），Bootstrap置信區間（CI）為[-0.096,0.033]）。綜上，包含“賣方”老股東的非控股股東治理能夠反向調節核心管理層通過負向盈余管理壓低控制權轉讓價格而留任這一路徑，且較好的非控股股東治理可以瓦解目標公司核心管理層與新控股股東的合謀。

五、結論與展望

以2000-2017年發生控制權轉移的上市公司為樣本，本研究發現，控制權轉移公司核心管理層在控制權轉移前通過負向盈余管理實現留任，扣除“殼價值”的控制權轉移真實溢價在核心管理層的負向盈余管理行為與其留任之間具有完全中介效應。進一步研究表明，控制權轉移中的“合謀壓價”中介效應受到控制權轉移后的非控股股東治理的反向調節，特別當包含“賣方”老股東的非控股股東治理質量好時，核心管理層留任路徑不成立。研究結論為規范上市公司控制權轉移行為和完善非控股股東治理機制提供了理論支持和實踐依據。

2019年7月首批25只科創板股票在上交所交易，科創板正式開市，并在該板塊內進行注冊制試點。2020年8月，創業板注冊制首批18家首發企業上市。隨著A股市場全面注冊制漸行漸近，上市“殼資源”價值將下降，接管低效率的管理層或將成為上市公司控制權交易的主要驅動力。在新發展格局下，為了更好地發揮上市公司控制權交易的外部治理效能，一方面需對管理層業績進行持續、公開和透明的評價，通過市場機制抑制經理人自利行為，形成優秀職業經理人保護機制，另一方面要積極發揮老控股股東的公司治理作用，在董事會、股東會中善用老控股股東，促使其通過治理經理人自利產生的第一類代理問題和治理新控股股東自利產生的第二類代理問題，推進企業可持續發展。

注釋

① 殼資源樣本公司的界定參考《上市公司重大資產重組管理辦法》第十三條規定的標準。

② Barclay等[20]基于西方完全流通的股票市場，將控制權溢價定義為控制權轉移價格與股票市場上少數股份市價的差異。

③ 我國股票市場自建立以來至2006年股權分置改革，都處于流通股與非流通股并存的局面，且2006年之后，仍然有部分股權不可流通，控制權轉讓的價格大多基于每股凈產的價值進行確定。國內文獻中有關控制權轉讓溢價的也大多是根據控制權轉讓價格與每股凈資產的比值進行確定。[13,15]

④ Dechow等認為，[26]在公司管理層中，CEO和CFO合謀就可以實現利用應計制下的收入費用與現金流不匹配來粉飾財務報表，因此本文將CEO和CFO視為核心管理層。

⑤ 由于IPO拒絕率（Ipo_reject）衡量的是每一年度IPO和管理政策的松緊，不會因公司是否發生控制權轉移而產生差異，因此在進行PSM配對時未選取此指標；由于前述穩健性檢驗中的新增控制變量為發生控制權轉移的公司才能夠予以衡量的指標，因此在進行PSM配對時也未選取。

⑥ SGQ指標構建的基礎數據來自CSMAR的公司治理數據庫，結合巨潮資訊網相關公告判斷而得；手工數據通過查閱巨潮資訊網的相關《董事會決議》或《臨時公告》而獲得，判斷后得到相關數據。