曾江洪 曾琪姍 黃向榮

一、引言

面對競爭壓力，很多上市公司選擇通過并購實(shí)現(xiàn)外延式擴(kuò)張。但居高不下的并購失敗率，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)獲得理想的并購績效是學(xué)術(shù)界長期關(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)部控制對并購績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])。但研究內(nèi)部控制如何影響并購績效，還需要先厘清內(nèi)部控制影響并購績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)會主義行為。企業(yè)高管是并購活動的主導(dǎo)者，高管有充分動機(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])。而盈余管理行為會對企業(yè)業(yè)績造成負(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)部控制對真實(shí)盈余管理的治理效應(yīng)尚有爭論(范經(jīng)華等，2013[9]；胡明霞，2018[10]；王嘉鑫和王永海，2019[11])?；诖?，筆者將真實(shí)盈余管理引入內(nèi)部控制對長期并購績效影響的研究中，一方面，擬檢驗(yàn)內(nèi)部控制是否對并購后高管的真實(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)部控制影響長期并購績效的中介路徑。

《企業(yè)內(nèi)部控制基本規(guī)范》文件指出，董事會對內(nèi)部控制負(fù)有最終責(zé)任。董事參與公司治理的程度會影響內(nèi)控有效性(呂景勝和趙玉梅，2016[12])與并購績效(江濤等，2019[13])。董事持股能有效激勵董事參與公司治理。已有研究并未關(guān)注到董事持股這一異質(zhì)性情境對內(nèi)部控制與長期并購績效關(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)部控制與長期并購績效中起到調(diào)節(jié)作用。

本文基于2009—2017年我國上市公司并購事件的面板數(shù)據(jù)，實(shí)證考察內(nèi)部控制對并購后真實(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)部控制與長期并購績效間起到中介作用，以及考察董事持股對內(nèi)部控制與長期并購績效關(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)盈余管理與長期并購績效

已有研究用不同研究方法對內(nèi)部控制與并購績效的關(guān)系進(jìn)行了分析，得出了較為一致的結(jié)論，即內(nèi)部控制對并購績效有顯著的正向影響。少數(shù)學(xué)者關(guān)注到了內(nèi)部控制影響并購績效的中介路徑。楊道廣等(2014)[14]研究指出，有效的內(nèi)部控制可以提高并購整合能力、對并購績效有正向影響，并認(rèn)為整合能力是內(nèi)部控制影響并購績效的中介路徑，但未對該中介路徑進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。此外，已有研究并未討論內(nèi)部控制與并購績效的其他中介路徑。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)部控制影響長期并購績效的中介路徑研究。

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)活動調(diào)整盈余的行為，通常偏離企業(yè)正常經(jīng)營活動決策。在我國并購市場現(xiàn)金支付占比高達(dá)80%的背景下(李井林等，2014[15])，并購后上市公司為并購交易承擔(dān)了較大的現(xiàn)金流支出壓力，同時面臨較大的整合風(fēng)險，這不僅給上市公司的財務(wù)表現(xiàn)造成壓力，也促使高管在并購后進(jìn)行正向真實(shí)盈余管理(張自巧和葛偉杰，2013[4])。在面臨財務(wù)壓力最大的第三、四季度，這一現(xiàn)象更加明顯(孫夢男和吳迪，2017[16])。因此，并購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。高管的上述行為必然對應(yīng)企業(yè)真實(shí)銷售、成本計算、研發(fā)等行為的變動。一方面，真實(shí)生產(chǎn)經(jīng)營活動的變化涉及人員與流程的變更，這會給企業(yè)增加不必要的調(diào)整成本。另一方面，暫時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，但在一年及以上的會計周期中，反而會給企業(yè)造成負(fù)擔(dān)，影響績效表現(xiàn)(王福勝等，2014[6])。

內(nèi)部控制的基本職能是保證會計信息質(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，上市公司的會計信息質(zhì)量更高，則并購雙方面臨的信息不對稱程度更低(劉啟亮，2013[21]；王晶等，2015[22])。這將有利于并購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表現(xiàn)。一方面，內(nèi)部控制能有效提升企業(yè)的會計穩(wěn)健性(王宗潤和陳艷，2014[23])，而會計穩(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，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，內(nèi)部控制制度會發(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)盈余管理行為對并購績效的毀損。基于上述分析，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期并購績效。

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

(二)內(nèi)部控制、董事持股與長期并購績效

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任命，那么會影響所擔(dān)任CEO公司的業(yè)績表現(xiàn)。董事的時間、經(jīng)歷與資源均是有限的，然而無論獨(dú)立董事還是非獨(dú)立董事，都可以在無競業(yè)限制的多家企業(yè)“兼職”，這種“兼職”會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])。并購后的整合中，并購雙方要面臨生產(chǎn)、銷售、財務(wù)等多領(lǐng)域業(yè)務(wù)活動的融合問題。生產(chǎn)經(jīng)營活動與對應(yīng)流程的變動意味著內(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，董事更傾向于主動承擔(dān)建設(shè)內(nèi)部控制并推動企業(yè)支付調(diào)整成本的責(zé)任，進(jìn)而推動并購后內(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)對特殊的并購風(fēng)險并改善并購績效的表現(xiàn)?；诖?，我們提出假設(shè)3。

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

三、研究設(shè)計

(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 日起對內(nèi)部控制的有效性進(jìn)行自我評價，并披露年度自我評價報告。筆者認(rèn)為2009年前后企業(yè)對于內(nèi)部控制所披露的信息量存在差距?？紤]到并購績效的考察通常會持續(xù)并購公告日后一年及以上的時間，因此本文擬選取2009—2017年上市公司并購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)；剔除未成功并購的樣本數(shù)據(jù)；因?yàn)楸唤忉屪兞繛殚L期并購績效，對一年內(nèi)發(fā)生多起并購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個樣本。公司治理、財務(wù)信息等基本數(shù)據(jù)來自國泰安數(shù)據(jù)庫，內(nèi)部控制指數(shù)來自“迪博·內(nèi)部控制與風(fēng)險管理數(shù)據(jù)庫”，并對所有連續(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?，本文回歸時用robust對異方差進(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)，并對其進(jìn)行取對數(shù)處理。該指數(shù)從合法合規(guī)、信息披露、經(jīng)營回報、資產(chǎn)安全、戰(zhàn)略執(zhí)行五個維度衡量企業(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期并購績效。關(guān)于并購績效的衡量通常分短期與長期兩種。短期績效通常基于事件研究法，用公告日前后的累積超額收益率來衡量績效，本質(zhì)體現(xiàn)的是股票波動；而長期績效多采用財務(wù)指標(biāo)法與事件研究法兩種方法，前者衡量財務(wù)績效，后者衡量市場績效。本文立足于公司內(nèi)部治理的角度討論內(nèi)部控制對長期并購績效的影響，所研究的中介路徑與適用情境均發(fā)生在企業(yè)內(nèi)部，因此所討論的并購績效聚焦于財務(wù)績效。財務(wù)指標(biāo)法通過計算并購前后公司主要財務(wù)指標(biāo)的變化來衡量并購績效。本文參考前人研究，使用并購公告日后一年與前一年總資產(chǎn)報酬率的差額ROA(-1，+1)衡量長期并購績效，并用凈資產(chǎn)報酬率的差額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期股票投資收益指標(biāo)代指市場績效，討論內(nèi)部控制對上市公司長期股票投資收益(即市場績效)的影響。具體指標(biāo)為上市公司并購公告日后12個月的BHAR(購買并持有超額收益率)指標(biāo)，并以24個月的BHAR指標(biāo)作為穩(wěn)健性檢驗(yàn)指標(biāo)。計算公式如下：

(5)

等式左邊為企業(yè)i在首次做出并購公告t月后連續(xù)T個月的買入并持有超額收益，本文中選取T=12個月與24個月，對應(yīng)250個工作日與500個工作日。Ri,t與Rp,t是考慮現(xiàn)金紅利再投資的股票i個股日回報率與對應(yīng)投資組合的綜合市場日回報率，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)用三個方面計算真實(shí)盈余管理。本文先通過公式(6)回歸估計出企業(yè)正常的經(jīng)營現(xiàn)金凈流量，通過公式(7)～公式(9)回歸估計出企業(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)回歸估計出企業(yè)正常酌量性費(fèi)用，再通過現(xiàn)實(shí)值減去估計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?，F(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)營活動現(xiàn)金流量；DISEXP是酌量性費(fèi)用，包括營業(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)計分析

描述性統(tǒng)計結(jié)果如表2所示。樣本企業(yè)并購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%，且波動更大?？梢姌颖酒髽I(yè)的并購事件，在財務(wù)績效層面呈現(xiàn)的是“價值毀損”的特征，且企業(yè)間有較大的差異。

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

樣本企業(yè)并購當(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可行的背景。由其他數(shù)據(jù)的描述性統(tǒng)計信息可以看出，上市公司在并購事件中更傾向于選擇現(xiàn)金支付的支付方式；并購當(dāng)年，上市公司普遍存在股價高估與管理者過度自信的現(xiàn)象。

表2 描述性統(tǒng)計

(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，本身計算邏輯一致且不會出現(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列示了以并購績效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)計量對應(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長期并購績效有顯著影響。模型2在模型1的基礎(chǔ)上加入了解釋變量內(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期并購績效。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忣I(lǐng)域研究選取，大部分對真實(shí)盈余管理并無顯著影響，導(dǎo)致模型3有效性下降。但F統(tǒng)計量對應(yīng)的模型p值仍為0.000，因此本文認(rèn)為模型可信。此時內(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)盈余管理對并購績效的毀損。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，說明董事會全體董事持股在1%的水平上顯著地正向影響長期并購績效。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)部控制與長期并購績效的關(guān)系。假設(shè)3得以驗(yàn)證。

表4 內(nèi)部控制影響長期并購績效的回歸結(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期股票投資收益。

在資本市場中，上市公司需要對內(nèi)部控制信息進(jìn)行披露，并聘請會計事務(wù)所出具內(nèi)部控制審計報告。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，則能在市場中傳遞出公司治理越良好的信號。投資者愿意相信擁有高質(zhì)量內(nèi)部控制制度企業(yè)的并購，比存在內(nèi)控缺陷企業(yè)的并購更加嚴(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)部控制有效性會正向影響上市公司的長期股票投資收益。但內(nèi)部控制基于信號傳遞效應(yīng)對上市公司長期股票投資收益產(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)對財務(wù)績效產(chǎn)生影響的機(jī)理。本文將被解釋變量替換為并購公告日后12個月的BHAR，并以24個月的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)上加入了解釋變量內(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影響上市公司長期股票投資收益；模型11在模型10的基礎(chǔ)上加入了解釋變量內(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)部控制對上市公司長期股票投資收益的正向影響。

通過對BHAR的回歸可以發(fā)現(xiàn)，內(nèi)部控制對上市公司長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)部控制與并購績效的研究中，應(yīng)當(dāng)對財務(wù)績效與市場績效加以區(qū)分，內(nèi)部控制對二者的影響具備不同的作用路徑與適用情境。

表5 內(nèi)部控制影響長期股票投資收益的回歸結(jié)果

2.并購次年的內(nèi)部控制、真實(shí)盈余管理與長期并購績效。

前文已證實(shí)，上市公司在并購當(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)長期并購績效。但高管并購后的真實(shí)盈余管理行為并不僅存在于并購當(dāng)年。并購整合的長期性與高失敗率決定了上市公司在并購后會面臨長期的業(yè)績壓力?？紤]到長期并購績效的衡量覆蓋了并購后一年上市公司的財務(wù)業(yè)績，本文將進(jìn)一步驗(yàn)證并購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期并購績效。

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，說明并購次年，內(nèi)部控制仍在1%水平上顯著地正向影響長期并購績效。模型14用并購次年的內(nèi)部控制對并購次年的真實(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期并購績效。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?？梢园l(fā)現(xiàn)關(guān)鍵變量的系數(shù)符號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 并購次年內(nèi)部控制影響長期并購績效的回歸結(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)上加入解釋變量內(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期并購績效。

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期并購績效。

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，董事持股對內(nèi)部控制與長期并購績效有正向調(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公告日后24個月的BHAR，加入解釋變量內(nèi)部控制，此時內(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)衡量的是并購當(dāng)年的內(nèi)控質(zhì)量，而并購公告日后24個月的BHAR跨度太長，當(dāng)年的內(nèi)控難以產(chǎn)生如此長遠(yuǎn)的影響所致。因此，本文選取了并購后一年內(nèi)部控制指數(shù)作為自變量，在模型24中對并購公告日后24個月的BHAR進(jìn)行回歸。并購次年內(nèi)部控制指數(shù)對上市公司長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)可能本身并購績效更優(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A股市場2009—2017年發(fā)生并購事件的上市公司為研究對象，構(gòu)建固定效應(yīng)OLS模型，驗(yàn)證內(nèi)部控制對并購后真實(shí)盈余管理的治理效應(yīng)，以及內(nèi)部控制與長期并購績效之間真實(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)長期并購績效；這一治理效應(yīng)與中介關(guān)系在并購當(dāng)年與并購次年均存在。該結(jié)論從高管行為角度回答了內(nèi)部控制如何影響長期并購績效的問題。結(jié)論說明我國上市公司的內(nèi)部控制制度對企業(yè)高管的機(jī)會主義行為起到了監(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)會對企業(yè)的長期并購績效造成損失，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)部控制與長期并購績效關(guān)系中起到正向調(diào)節(jié)作用。該結(jié)論說明，雖然我國上市公司的內(nèi)部控制制度在并購后能發(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。并購后，上市公司面臨特殊的并購風(fēng)險，該風(fēng)險對內(nèi)部控制制度提出了新的要求。上市公司激勵董事參與內(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)部控制對上市公司長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)部控制對財務(wù)績效與市場績效的影響機(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務(wù)績效，這一過程主要發(fā)生在企業(yè)內(nèi)部；而內(nèi)部控制基于信號傳遞效應(yīng)影響市場績效，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)會主義行為。并購當(dāng)年與并購后，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，將一項(xiàng)企業(yè)活動的授權(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作用，促進(jìn)并購后內(nèi)部控制制度的重構(gòu)。上市公司應(yīng)當(dāng)針對特殊的并購風(fēng)險，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)激勵等方案，鼓勵董事關(guān)注并購后內(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)會主義行為角度實(shí)證了內(nèi)部控制影響長期并購績效的中介路徑問題，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)部控制對上市公司長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)，但并未深入研究內(nèi)部控制影響上市公司長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傳遞理論，進(jìn)一步探究內(nèi)部控制影響上市公司長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)部控制與長期并購績效之間發(fā)揮的中介作用，但并未驗(yàn)證其他可能的中介路徑，從并購整合等視角分析內(nèi)部控制影響并購績效的其他中介路徑，是有待學(xué)術(shù)界未來深入探討的一個重要課題。