獨(dú)正元，吳秋生

(中北大學(xué)，山西 太原 030051；山西財(cái)經(jīng)大學(xué)，山西 太原 030006)

在邁向基本實(shí)現(xiàn)社會(huì)主義現(xiàn)代化的新征程中，面對來自國內(nèi)外發(fā)展格局的新變化與全球新冠疫情的沖擊，防范和化解系統(tǒng)性金融風(fēng)險(xiǎn)是促進(jìn)疫后經(jīng)濟(jì)秩序穩(wěn)步恢復(fù)的重要舉措。并購重組不僅是提升國企控制力和影響力的重要手段，也是實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展和社會(huì)資源配置的有效方式。以往研究認(rèn)為并購重組產(chǎn)生的商譽(yù)能夠提升企業(yè)的市場價(jià)值和盈利能力[1]，但伴隨著國內(nèi)外并購重組熱潮涌動(dòng)，國企商譽(yù)確認(rèn)規(guī)模急劇增長[2]，這種由高估值、高商譽(yù)、高業(yè)績承諾吹起的“商譽(yù)泡沫”不僅早已無法體現(xiàn)商譽(yù)的本質(zhì)內(nèi)涵，成為并購風(fēng)險(xiǎn)的“蓄水池”，還會(huì)給經(jīng)濟(jì)發(fā)展帶來重大不確定性。[3]存在于超額商譽(yù)中潛在的減值危機(jī)一旦觸發(fā)，除損害國企績效和國有資產(chǎn)保值增值，限制國企進(jìn)一步創(chuàng)新轉(zhuǎn)型發(fā)展外，還會(huì)對資本市場造成巨大沖擊、爆發(fā)系統(tǒng)性風(fēng)險(xiǎn)。[4]因此，探討如何抑制國企并購商譽(yù)泡沫，對于金融市場估值合理有序調(diào)整，防范和化解系統(tǒng)性金融風(fēng)險(xiǎn)，促進(jìn)國企高質(zhì)量發(fā)展具有重要意義。

已有研究認(rèn)為，根源于所有者缺位的決策失效與信息不對稱是導(dǎo)致國企吹起“商譽(yù)泡沫”的重要因素[3，5]，而積極推進(jìn)混合所有制正是新時(shí)代背景下深化國企改革、破除國有產(chǎn)權(quán)弊病的主要途徑。在混改國企內(nèi)，非國有資本不僅能夠憑借其持股規(guī)模在股東大會(huì)中發(fā)揮作用，還能夠通過委派董事在董事會(huì)內(nèi)部“用手投票”來產(chǎn)生影響力。由于董事會(huì)是公司治理的核心[6]，董事會(huì)成員對企業(yè)具有基于信息和決策的實(shí)質(zhì)控制權(quán)[7，8]，因此，向混改國企委派董事已成為非國有資本參與國企治理的主要方式，并且就相關(guān)議案進(jìn)行投票表決是董事會(huì)成員行使職權(quán)的重要途徑。但是，已有研究則僅停留在以是否委派董事或者委派董事比例來簡單刻畫高層治理維度的混改[2]，缺乏針對董事會(huì)決策過程的直接證據(jù)，這導(dǎo)致研究邏輯出現(xiàn)較大幅度跳躍，不能深刻揭示非國有資本在高層治理維度能夠發(fā)揮治理作用的基礎(chǔ)。因此，要探討國有企業(yè)混合所有制改革能否抑制國企并購商譽(yù)泡沫，就需要基于董事會(huì)決策視角，深入檢驗(yàn)非國有董事通過“用手投票”積極治理對超額商譽(yù)與商譽(yù)減值的影響。

基于上述分析，本文選取2013～2020年A股國有上市公司的經(jīng)驗(yàn)數(shù)據(jù)，以非國有董事投非贊成票行為代理其治理積極性，研究非國有董事治理積極性與國企并購商譽(yù)泡沫的關(guān)系。研究發(fā)現(xiàn)：非國有董事治理積極性的提升不僅能夠顯著降低超額商譽(yù)，還能夠顯著降低商譽(yù)減值的計(jì)提比例以及商譽(yù)減值的發(fā)生概率，即非國有董事通過“用手投票”積極治理有效抑制了國企并購商譽(yù)泡沫。進(jìn)一步研究非國有董事治理積極性發(fā)揮抑制效應(yīng)的影響路徑發(fā)現(xiàn)，非國有董事治理積極性可以通過降低代理成本和緩解信息不對稱來顯著抑制國企并購商譽(yù)泡沫。

一、文獻(xiàn)回顧

(一)并購商譽(yù)的影響因素與約束機(jī)制研究

現(xiàn)有學(xué)者主要從會(huì)計(jì)與審計(jì)、公司治理和外部機(jī)制等方面進(jìn)行研究。其一，從會(huì)計(jì)與審計(jì)視角看，會(huì)計(jì)穩(wěn)健性和高質(zhì)量審計(jì)對并購商譽(yù)泡沫具有抑制效應(yīng)，能夠顯著降低超額商譽(yù)、商譽(yù)減值計(jì)提比例以及發(fā)生概率[9，10]，并購雙方共享審計(jì)能夠通過抑制并購方的應(yīng)計(jì)盈余管理行為來抑制并購商譽(yù)泡沫。[11]其二，從公司治理視角看，內(nèi)部控制能夠抑制并購商譽(yù)泡沫，并且從內(nèi)部控制五大要素看，內(nèi)部環(huán)境和控制活動(dòng)的抑制效應(yīng)更顯著。[12]增加實(shí)際控制人所有權(quán)可以通過提高內(nèi)部控制質(zhì)量來對并購商譽(yù)泡沫產(chǎn)生抑制效應(yīng)。[13]劉衡和袁天榮則發(fā)現(xiàn)管理者能力與并購商譽(yù)規(guī)模具有負(fù)相關(guān)關(guān)系。[14]其三，從外部機(jī)制視角看，實(shí)施“滬港通”可以通過改善信息環(huán)境來降低并購商譽(yù)規(guī)模，即資本市場開放有助于改善并購效率、抑制并購商譽(yù)泡沫[15]，網(wǎng)絡(luò)平臺(tái)互動(dòng)能夠通過發(fā)揮對上市公司的監(jiān)督治理作用來抑制超額商譽(yù)。[16]

(二)董事投票行為的經(jīng)濟(jì)后果研究

現(xiàn)有學(xué)者主要聚焦獨(dú)立董事的投票行為。一方面，獨(dú)董投票行為會(huì)影響其自身，獨(dú)董投非贊成票可以升高其離職后再度取得履職機(jī)會(huì)的幾率，但也有文獻(xiàn)發(fā)現(xiàn)獨(dú)董積極的投票行為將提升其換屆未連任及離職的幾率，降低其收入。[17，18]另一方面，獨(dú)董投票行為也會(huì)影響其所在企業(yè)，獨(dú)董積極的投票行為除能夠加強(qiáng)市場透明度[19]，給利益相關(guān)者帶來一定的警示作用[20]，還會(huì)提升高管變更的概率，吸引監(jiān)管部門的注意，特別是當(dāng)企業(yè)處于經(jīng)營不良時(shí)，獨(dú)董投非贊成票行為的幾率更高，改善了董事會(huì)議案[21]，抑制了正向盈余管理。[22]但是，也有學(xué)者認(rèn)為在大部分狀況下獨(dú)董僅是“花瓶”或“橡皮圖章”，不會(huì)公開質(zhì)疑。[23]此外，有的文獻(xiàn)則關(guān)注了其他類型董事的投票行為。非控股股東董事較于內(nèi)部和控股股東董事，其投非贊成票的幾率更高；[24]銀行關(guān)聯(lián)董事在沒有產(chǎn)業(yè)政策扶持的企業(yè)內(nèi)具有更強(qiáng)的治理動(dòng)機(jī)；[25]吳秋生和獨(dú)正元?jiǎng)t發(fā)現(xiàn)混改國企內(nèi)非國有董事通過“用手投票”積極治理能夠促進(jìn)國企資產(chǎn)保值增值。[26]

(三)文獻(xiàn)述評

其一，有關(guān)并購商譽(yù)影響因素與約束機(jī)制的文獻(xiàn)，涉及會(huì)計(jì)與審計(jì)、公司治理和外部機(jī)制等因素。雖然有學(xué)者從股權(quán)結(jié)構(gòu)與高層治理結(jié)構(gòu)檢驗(yàn)了混改對國企并購績效的影響[2]，但相關(guān)研究僅停留在以是否委派董事或者委派董事比例來簡單刻畫高層治理維度的混改，缺乏針對董事會(huì)決策過程的直接證據(jù)，尚無文獻(xiàn)基于董事會(huì)決策視角深入考察非國有董事投票行為對國企并購商譽(yù)泡沫的影響。其二，有關(guān)董事投票行為經(jīng)濟(jì)后果的研究主要聚焦獨(dú)立董事，另有文獻(xiàn)則分析了其他類型董事的投票行為。其中，有學(xué)者考察混改國企內(nèi)非國有董事投票行為的治理效應(yīng)發(fā)現(xiàn)，非國有董事“用手投票”具有促進(jìn)混改國企資產(chǎn)保值增值的積極作用，但尚無文獻(xiàn)探討非國有董事投票行為對國企并購商譽(yù)泡沫的抑制效應(yīng)。綜上所述，本文嘗試在國企混改背景下基于董事會(huì)決策視角，檢驗(yàn)非國有董事治理積極性與國企并購商譽(yù)泡沫的關(guān)系，并進(jìn)一步探尋其發(fā)揮抑制效應(yīng)的影響路徑，以期為持續(xù)推進(jìn)國企混改，充分發(fā)揮非國有董事“用手投票”的積極作用，提升國企并購績效提供有益啟示。

二、理論分析與研究假設(shè)

(一)非國有董事治理積極性與國企并購超額商譽(yù)

根據(jù)企業(yè)會(huì)計(jì)準(zhǔn)則，商譽(yù)主要來源于并購重組中的溢價(jià)支付，是企業(yè)的一項(xiàng)重要資產(chǎn)。已有研究認(rèn)為，根源于所有者缺位的決策失效與信息不對稱是導(dǎo)致國企吹起“商譽(yù)泡沫”的重要因素。[3，5]具體來講：其一，超額商譽(yù)的產(chǎn)生主要來源于不合理的估值判斷，因此，并購決策是否有效成為影響國企商譽(yù)泡沫程度的重要因素。[2]由于政治晉升、構(gòu)建商業(yè)帝國等激勵(lì)因素以及所有者缺位引致的代理問題，國企高管既有動(dòng)機(jī)也有能力開展高溢價(jià)并購，缺乏有效制衡的國企高管會(huì)使并購決策偏離理性，而國企的多元經(jīng)濟(jì)政治目標(biāo)又進(jìn)一步降低決策有效性，產(chǎn)生了高估值、高商譽(yù)、高業(yè)績承諾的商譽(yù)泡沫；其二，考慮到商譽(yù)的產(chǎn)生很大程度上由信息的數(shù)量和質(zhì)量所決定[11]，因此，并購方與被并購方、企業(yè)與資本市場間的信息是否真實(shí)完整、傳遞渠道是否順暢直接影響國企商譽(yù)泡沫的大小。然而在所有者缺位背景下，國企缺少“到位”的股東來為利益相關(guān)各方提供信息媒介和監(jiān)督職能，多重委托代理關(guān)系則進(jìn)一步加劇了國企的信息不對稱程度，使得并購雙方的信息收集成本較高。基于上述分析，克服國有產(chǎn)權(quán)固有特征帶來的不利因素是抑制商譽(yù)泡沫、提升國企并購效果的關(guān)鍵所在。

積極推進(jìn)混合所有制是新時(shí)代背景下深化國企改革、破除國有產(chǎn)權(quán)弊病的主要途徑。[27]在混改國企，非國有資本不僅能憑借其股權(quán)規(guī)模在股東大會(huì)形成影響，也能經(jīng)由委派人員在董事會(huì)“用手投票”發(fā)揮作用。由于董事會(huì)是公司治理的核心[6]，董事會(huì)成員對企業(yè)具有基于信息和決策的實(shí)質(zhì)控制權(quán)[7，8]，因此，向混改國企委派董事并就相關(guān)議案進(jìn)行投票表決已成為非國有資本及其委派董事參與國企治理的主要方式。非國有董事通過“用手投票”積極治理有助于減輕國企代理問題、增強(qiáng)決策有效性，提高國企信息透明度，從而顯著克服由國有產(chǎn)權(quán)固有特征帶來的諸多弊病，最終降低并購超額商譽(yù)。具體來講：

一方面，非國有董事通過“用手投票”積極治理有助于減輕國企代理問題、增強(qiáng)決策有效性。現(xiàn)有研究認(rèn)為國企董事會(huì)的決策有效性不足：其一，國企的多元經(jīng)濟(jì)政治目標(biāo)、較多非市場化機(jī)制與嚴(yán)重的代理問題會(huì)影響國企董事會(huì)決策的結(jié)果有效性；其二，國企表現(xiàn)出的實(shí)際控制人超額委派現(xiàn)象會(huì)限制國企董事會(huì)決策的過程有效性。[28]而在混改國企董事會(huì)，理性的非國有董事通過“用手投票”積極治理，可以有效發(fā)出專業(yè)化、差異化和市場化的聲音，減輕政治關(guān)聯(lián)和多重目標(biāo)帶來的價(jià)值判斷偏差，減輕國企代理問題，從而有助于在并購過程中形成科學(xué)合理的估值結(jié)果與業(yè)績承諾，進(jìn)一步地，如果當(dāng)前董事會(huì)議案中包含了嚴(yán)重偏離可辨認(rèn)凈資產(chǎn)公允價(jià)值的并購事項(xiàng)，非國有董事還能夠通過投非贊成票直接否決或者改善該議案，這提高了國企內(nèi)部人謀取私利的難度[21〗，有效抑制了高溢價(jià)并購等短視行為，從而增強(qiáng)了國企決策有效性，實(shí)現(xiàn)對國企并購活動(dòng)的充分監(jiān)督和優(yōu)化，最終降低國企并購超額商譽(yù)。

另一方面，非國有董事通過“用手投票”積極治理有助于提高國企信息透明度。我國國企具有內(nèi)部人控制和多重委托代理關(guān)系，特別是“半政半企”作為國企的典型特征更是加劇了國有股東與非國有股東，股東與國有企業(yè)內(nèi)部人間的信息不對稱。而混改國企在引入“到位”的非國有資本后，具備真實(shí)股東背景的非國有董事能夠在董事會(huì)內(nèi)部通過“用手投票”實(shí)現(xiàn)對國企內(nèi)部人的充分制衡，抑制“半市場化、半行政化”高管利用國企并購商譽(yù)而開展的各項(xiàng)盈余管理活動(dòng)和“大洗澡”，有利于信息生成的監(jiān)督與信息傳遞的透明，發(fā)揮了信息橋梁作用，有效緩解了各主體間的信息不對稱。與此同時(shí)，非國有董事針對董事會(huì)議案的投非贊成票行為本身就具有相當(dāng)信息含量，能夠向資本市場及混改國企的各利益相關(guān)者發(fā)出信號(hào)[28]，引導(dǎo)投資者通過資本市場行為對國企并購活動(dòng)形成監(jiān)督，實(shí)現(xiàn)董事“用手投票”與投資者“用腳投票”相協(xié)同，進(jìn)一步緩解了信息不對稱程度，從而提高了國企信息透明度，最終降低國企并購超額商譽(yù)。綜上所述，本文作出如下假設(shè)：

H1：非國有董事治理積極性的提高能夠降低國企并購超額商譽(yù)。

(二)非國有董事治理積極性與國企并購商譽(yù)減值

根據(jù)企業(yè)會(huì)計(jì)準(zhǔn)則，并購形成的商譽(yù)應(yīng)在每個(gè)會(huì)計(jì)年度內(nèi)或會(huì)計(jì)年度終了時(shí)進(jìn)行減值測試。已有研究認(rèn)為國企并購商譽(yù)易發(fā)生大規(guī)模減值的原因主要有：一是并購過程中形成的商譽(yù)高估與難以兌現(xiàn)的高業(yè)績承諾；二是國企高管利用商譽(yù)減值進(jìn)行的盈余管理活動(dòng)和“大洗澡”；三是并購后雙方的整合效果不佳。[12，29，30]面對上述情況，非國有董事通過“用手投票”積極治理能夠有效履行其監(jiān)督制衡和參與決策的職能，提高國企并購活動(dòng)的實(shí)施效果，從而降低商譽(yù)減值的計(jì)提比例與發(fā)生概率。具體來講：

首先，非國有董事通過“用手投票”積極治理能夠抑制并購過程中的高商譽(yù)與高業(yè)績承諾。承接上文研究假設(shè)，非國有董事通過“用手投票”積極治理可以減輕國企代理問題、增強(qiáng)決策有效性，提高國企信息透明度，顯著克服由國有產(chǎn)權(quán)固有特征帶來的諸多弊病，從而降低并購超額商譽(yù)，這使得并購商譽(yù)形成較為科學(xué)合理的估值結(jié)果與業(yè)績承諾，即并購結(jié)果已趨近于合理商譽(yù)[9]，使得商譽(yù)減值的計(jì)提比例和發(fā)生概率會(huì)顯著降低。其次，非國有董事通過“用手投票”積極治理能夠限制國企高管的盈余管理活動(dòng)和“大洗澡”。出于政治晉升、構(gòu)建商業(yè)帝國等動(dòng)機(jī)，國企高管會(huì)在準(zhǔn)則之下使用自由裁量權(quán)確認(rèn)商譽(yù)減值，從而實(shí)現(xiàn)盈余管理和“大洗澡”，這會(huì)使得商譽(yù)會(huì)計(jì)結(jié)果不能反映公司資產(chǎn)真實(shí)狀況，甚至造成國有資產(chǎn)流失。[11]而非國有董事通過“用手投票”積極治理能夠發(fā)揮其監(jiān)督制衡作用，限制國企高管的自利行為，從而顯著降低商譽(yù)減值的計(jì)提比例和發(fā)生概率。最后，非國有董事通過“用手投票”積極治理能夠提升并購雙方的整合效果。國企快速或廣泛的并購活動(dòng)，大大增加了各并購主體戰(zhàn)略對接、資源整合的難度，無法形成有效的協(xié)同效應(yīng)，阻礙了并購目標(biāo)及業(yè)績承諾的實(shí)現(xiàn)，最終造成計(jì)提大額減值。[12]而非國有董事通過“用手投票”積極治理能夠發(fā)揮其參與決策的職能，以市場化、專業(yè)化的決策和管理促進(jìn)各主體間的信息溝通與資源配置，提高整合效率，激發(fā)合并主體的協(xié)同效應(yīng)，從而降低商譽(yù)減值的計(jì)提比例和發(fā)生概率。綜上所述，本文作出如下假設(shè)：

H2：非國有董事治理積極性的提高能夠降低商譽(yù)減值的計(jì)提比例。

H3：非國有董事治理積極性的提高能夠降低商譽(yù)減值的發(fā)生概率。

三、研究設(shè)計(jì)

(一)樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文選取2013～2020年A股國有上市公司為初始樣本。研究起點(diǎn)為2013年主要是考慮到：2013年十八屆三中全會(huì)后，推進(jìn)混合所有制成為新時(shí)代國企改革的核心主題，非國有董事愈加深入普遍地參與國企治理。在剔除了金融行業(yè)、不存在非國有董事、變量缺失樣本后取得942個(gè)觀測值，并進(jìn)行了1%的縮尾處理。本文使用的非國有董事投票行為數(shù)據(jù)由巨潮資訊網(wǎng)手工收集整理，其余數(shù)據(jù)由CSMAR數(shù)據(jù)庫收集。

(二)主要變量定義

1.超額商譽(yù)。借鑒現(xiàn)有文獻(xiàn)[4]，本文以商譽(yù)預(yù)測模型的回歸殘差測度超額商譽(yù)(GW_EX)：首先，將公司特征(企業(yè)規(guī)模、成長能力、管理層持股、盈利水平、是否兩職合一)、并購特征(買方支出價(jià)值、是否現(xiàn)金支付)、年度行業(yè)特征(行業(yè)其他企業(yè)商譽(yù)均值、行業(yè)及年度啞變量)等變量對樣本企業(yè)商譽(yù)水平進(jìn)行回歸；然后，得出預(yù)測商譽(yù)；最后，計(jì)算實(shí)際商譽(yù)與預(yù)測商譽(yù)的差值。此外，在穩(wěn)健性檢驗(yàn)部分，以經(jīng)行業(yè)中位數(shù)調(diào)整的超額商譽(yù)(GW_EX2)重新進(jìn)行回歸分析。[1]

2.商譽(yù)減值。借鑒現(xiàn)有文獻(xiàn)[11，12]，本文從商譽(yù)減值計(jì)提比例與是否發(fā)生商譽(yù)減值兩方面進(jìn)行測度。商譽(yù)減值計(jì)提比例(GW_IMP)：本期商譽(yù)減值除以上期商譽(yù)原值；是否發(fā)生商譽(yù)減值(GW_DUM)：若發(fā)生商譽(yù)減值為1，否則為0。此外，考慮到商譽(yù)的確認(rèn)與減值存在先后關(guān)系，非國有董事作用發(fā)揮也存在滯后效應(yīng)，本文對上述商譽(yù)減值變量進(jìn)行滯后一期處理。

3.非國有董事治理積極性的測度。借鑒現(xiàn)有文獻(xiàn)[21，26]，本文以非國有董事在董事會(huì)中的投非贊成票行為代理其治理積極性。董事的投票意見類型包括同意、保留、反對、棄權(quán)、無法表示和其他意見，本文將同意意見定義為贊成票，同意意見之外的其他意見定義為非贊成票。設(shè)定連續(xù)變量(NONVOTE_R)和啞變量(NONVOTE)來測度非國有董事治理積極性，分別進(jìn)行主檢驗(yàn)和穩(wěn)健性檢驗(yàn)。此外，判別非國有董事的標(biāo)準(zhǔn)為：若某董事是樣本企業(yè)的自然人股東或在樣本企業(yè)的非國有法人股東單位任職，則該董事是非國有董事。

4.控制變量。如表1所示，借鑒現(xiàn)有文獻(xiàn)[11，12]，本文還控制了其他影響因素，包括企業(yè)規(guī)模(SIZE)、獨(dú)立董事比例(OUT)、獨(dú)立董事投票行為(INDVOTE)、固定資產(chǎn)比例(FATA)、企業(yè)成長(GROWTH)、管理層持股占比(MANAGE)、資產(chǎn)負(fù)債率(LEV)、第一大股東持股占比(SHR1)、董監(jiān)高薪酬總數(shù)的自然對數(shù)(PAY)、年度及行業(yè)虛擬變量。

表1 主要變量定義

續(xù)表1

(三)研究方法與模型設(shè)計(jì)

如式(1)所示，本文構(gòu)建OLS回歸模型來檢驗(yàn)研究假設(shè)H1和H2：

GW=β0+β1NONVOTE+βControls+ε

(1)

式(1)中，GW為超額商譽(yù)(GW_EX和GW_EX2)和商譽(yù)減值計(jì)提比例(GW_IMP)；NONVOTE為非國有董事治理積極性(NONVOTE和NONVOTE_R)。控制變量含義見表1。

如式(2)所示，本文構(gòu)建Probit模型來檢驗(yàn)研究假設(shè)H3：

GW_DUM=β0+β1NONVOTE+βControls+ε

(2)

式(2)中，GW_DUM為是否發(fā)生商譽(yù)減值；NONVOTE為非國有董事治理積極性(NONVOTE和NONVOTE_R)?？刂谱兞亢x見表1。

四、實(shí)證結(jié)果與分析

(一)描述性統(tǒng)計(jì)

描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果如表2所示。GW_EX的平均值為-0.002，這顯示樣本總體上超額商譽(yù)規(guī)模并不突出；但是GW_EX方差為0.064，最大值為0.414則顯示了超額商譽(yù)水平在不同樣本間存在一定差異，且仍有相當(dāng)數(shù)量的企業(yè)存在商譽(yù)泡沫現(xiàn)象。GW_DUM的平均值為0.050，這表明存在商譽(yù)減值計(jì)提的樣本占比為5%；同時(shí)，GW_IMP的平均值為0.302，方差為0.459，表明樣本商譽(yù)減值的計(jì)提比例平均為30.2%。即樣本企業(yè)一旦出現(xiàn)計(jì)提商譽(yù)減值情況，其減值水平會(huì)處于較大規(guī)模。這同樣反映了樣本存在的商譽(yù)泡沫現(xiàn)象。NONVOTE的平均值為0.109，即10.9%企業(yè)的年度樣本存在非國有董事投非贊成票現(xiàn)象，這表明非國有董事參與混改國企決策已經(jīng)初具規(guī)模。然而，NONVOTE_R的平均值為0.013，即非國有董事投非贊成票的議案占總議案的比例為1.3%，這表明還需持續(xù)推進(jìn)混合所有制改革，從而充分發(fā)揮非國有董事的治理效應(yīng)。

表2 描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

(二)非國有董事治理積極性與國企并購超額商譽(yù)

對于研究假設(shè)H1，本文采用模型(1)檢驗(yàn)了非國有董事治理積極性與國企并購超額商譽(yù)的關(guān)系，表3報(bào)告了回歸分析結(jié)果。如列(1)和列(2)所示，NONVOTE和NONVOTE_R的系數(shù)均顯著為負(fù)，驗(yàn)證了假設(shè)H1，即非國有董事治理積極性的提高能夠降低國企并購超額商譽(yù)。這說明非國有董事通過“用手投票”積極治理有助于減輕國企代理問題、增強(qiáng)決策有效性、提高國企信息透明度，從而克服由國有產(chǎn)權(quán)固有特征帶來的諸多弊病，最終降低超額商譽(yù)。

(三)非國有董事治理積極性與國企并購商譽(yù)減值

對于研究假設(shè)H2和H3，本文分別采用模型(1)和模型(2)檢驗(yàn)了非國有董事治理積極性與商譽(yù)減值的計(jì)提比例、是否發(fā)生商譽(yù)減值的關(guān)系。表3報(bào)告了回歸分析結(jié)果。如列(3)和列(4)所示，NONVOTE和NONVOTE_R的系數(shù)均顯著為負(fù)，驗(yàn)證了假設(shè)H2，即非國有董事治理積極性的提高能夠降低商譽(yù)減值的計(jì)提比例。如列(5)和列(6)所示，NONVOTE和NONVOTE_R的系數(shù)均顯著為負(fù)，驗(yàn)證了假設(shè)H3，即非國有董事治理積極性的提高能夠降低商譽(yù)減值的發(fā)生概率。以上說明非國有董事通過“用手投票”積極治理能夠抑制并購過程中的高商譽(yù)與高業(yè)績承諾，限制國企高管的盈余管理活動(dòng)和“大洗澡”，提升并購雙方的整合效果，進(jìn)而降低商譽(yù)減值的計(jì)提比例和發(fā)生概率。

表3 實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果

(四)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1.安慰劑檢驗(yàn)。為緩解內(nèi)生性問題對研究結(jié)論的影響，本文參考已有安慰劑檢驗(yàn)思路[26]：首先，生成一個(gè)新的隨機(jī)變量NONVOTE，使NONVOTE與GW_EX的對應(yīng)變得隨機(jī)；然后，將隨機(jī)分配的NONVOTE利用模型(1)重復(fù)回歸1000次。結(jié)果如圖1所示，回歸結(jié)果中系數(shù)顯著為正與顯著為負(fù)的占比均較小，即隨機(jī)分配NONVOTE并不成立，說明不存在嚴(yán)重的內(nèi)生性問題。

圖1 安慰劑檢驗(yàn)

2.傾向得分匹配。非國有董事“用手投票”屬于稀有事件，使樣本具有不均衡的分布結(jié)構(gòu)，可能導(dǎo)致樣本選擇性偏誤。借鑒現(xiàn)有文獻(xiàn)[28]，本文使用傾向得分匹配方法來緩解該問題對結(jié)論的干擾。以啞變量NONVOTE作為處理組和控制組的分組變量，以模型(1)中的控制變量為配對變量采用半徑匹配法無放回進(jìn)行配對，在此基礎(chǔ)上使用匹配篩選后的樣本重新進(jìn)行回歸分析，表4列(1)、列(2)和列(3)的回歸結(jié)果依舊支持了前文結(jié)論。

3.替換測度解釋變量。借鑒現(xiàn)有文獻(xiàn)[21]，本文以啞變量NONVOTE來測度非國有董事治理積極性并進(jìn)行檢驗(yàn)。表3列(1)、列(3)以及列(5)的回歸結(jié)果依舊支持了前文結(jié)論。

4.替換測度被解釋變量。借鑒現(xiàn)有文獻(xiàn)[1]，本文以經(jīng)行業(yè)中位數(shù)調(diào)整的超額商譽(yù)(GW_EX2)來測度超額商譽(yù)并進(jìn)行檢驗(yàn)。表4列(4)和列(5)的回歸結(jié)果依舊支持了前文結(jié)論。

表4 穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果

(五)進(jìn)一步研究

前文實(shí)證分析結(jié)果表明非國有董事通過“用手投票”積極治理對國企并購商譽(yù)泡沫具有抑制效應(yīng)，并且在理論分析過程中，本文認(rèn)為非國有董事治理積極性的提高有助于減輕國企代理問題，提高國企信息透明度，從而顯著克服由國有產(chǎn)權(quán)固有特征帶來的諸多弊病，最終降低國企并購商譽(yù)泡沫。為了進(jìn)一步驗(yàn)證上述結(jié)論，本文將繼續(xù)從超額商譽(yù)和商譽(yù)減值兩方面出發(fā)，基于代理成本與信息不對稱角度深入檢驗(yàn)非國有董事“用手投票”抑制國企并購商譽(yù)泡沫的影響路徑。借鑒溫忠麟等關(guān)于中介效應(yīng)檢驗(yàn)程序的思路[31]，本文在模型(1)和模型(2)的基礎(chǔ)上，進(jìn)一步構(gòu)建以下模型來進(jìn)行驗(yàn)證：

MC/IA=β0+β1NONVOTE_R+βControls+ε

(3)

GW_EX/GW_IMP=β0+β1NONVOTE_R+β2MC/IA+βControls+ε

(4)

GW_DUM=β0+β1NONVOTE_R+β2MC/IA+βControls+ε

(5)

其中，基于OLS模型，本文以模型(1)、模型(3)和模型(4)來檢驗(yàn)超額商譽(yù)(GW_EX)和商譽(yù)減值計(jì)提比例(GW_IMP)的中介效應(yīng)；基于Probit模型，本文以模型(2)、模型(3)和模型(5)來檢驗(yàn)是否發(fā)生商譽(yù)減值(GW_DUM)的中介效應(yīng)。關(guān)于代理成本變量與信息不對稱變量的測度，參考已有研究可得[10，11，32]：其一，本文以管理費(fèi)用率(MC)測度樣本企業(yè)的代理成本。MC數(shù)值越大，表明樣本企業(yè)的代理成本越高。其二，本文以年度股票周轉(zhuǎn)率(IA)測度樣本企業(yè)的信息不對稱。盡管股票交易量在短期內(nèi)可能受其他一些因素的影響，比如黑天鵝事件、投機(jī)套利抑或市場情緒等，但從長期來看，資本市場的股票交易量與投資者從企業(yè)獲取的信息量存在相當(dāng)緊密的關(guān)系，從而股票周轉(zhuǎn)率可以衡量公司的信息不對稱程度。特別是基于資本市場視角，IA數(shù)值越大，表明樣本企業(yè)的信息不對稱程度越低。具體含義見表1。表3、表5和表6報(bào)告了回歸分析結(jié)果。

表5 代理成本路徑檢驗(yàn)結(jié)果

表6 信息不對稱路徑檢驗(yàn)結(jié)果

第一，關(guān)于降低代理成本路徑。如表3列(2)、列(4)和列(6)所示，非國有董事治理積極性(NONVOTE_R)與超額商譽(yù)(GW_EX)、商譽(yù)減值計(jì)提比例(GW_IMP)和否發(fā)生商譽(yù)減值(GW_DUM)的系數(shù)均顯著為負(fù)。與此同時(shí)，如表5列(1)所示，NONVOTE_R與MC的系數(shù)顯著為負(fù)。進(jìn)一步地，將非國有董事治理積極性(NONVOTE_R)、管理費(fèi)用率(MC)與國企并購商譽(yù)泡沫(GW_EX、GW_IMP、GW_DUM)三者置于同一模型中。如表5列(2)至列(4)所示，MC與GW_EX、GW_IMP、GW_DUM的系數(shù)均顯著為正，同時(shí)非國有董事治理積極性(NONVOTE_R)與國企并購商譽(yù)泡沫(GW_EX、GW_IMP、GW_DUM)的系數(shù)仍舊負(fù)顯著，并且上述中介效應(yīng)通過了Sobel檢驗(yàn)。實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果表明管理費(fèi)用率的中介效應(yīng)顯著，即非國有董事通過“用手投票”積極治理能夠通過降低代理成本來抑制國企并購商譽(yù)泡沫。

第二，關(guān)于緩解信息不對稱路徑。如表3列(2)、列(4)和列(6)所示，非國有董事治理積極性(NONVOTE_R)與超額商譽(yù)(GW_EX)、商譽(yù)減值計(jì)提比例(GW_IMP)和否發(fā)生商譽(yù)減值(GW_DUM)的系數(shù)均顯著為負(fù)。與此同時(shí)，如表6列(1)所示，NONVOTE_R與IA的系數(shù)顯著為正。進(jìn)一步地，將非國有董事治理積極性(NONVOTE_R)、年度股票周轉(zhuǎn)率(IA)與國企并購商譽(yù)泡沫(GW_EX、GW_IMP、GW_DUM)三者置于同一模型中。如表6列(2)至列(4)所示，IA與GW_EX、GW_IMP、GW_DUM的系數(shù)均顯著為負(fù)，同時(shí)非國有董事治理積極性(NONVOTE_R)與國企并購商譽(yù)泡沫(GW_EX、GW_IMP、GW_DUM)的系數(shù)仍舊負(fù)顯著，并且上述中介效應(yīng)通過了Sobel檢驗(yàn)。實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果表明年度股票周轉(zhuǎn)率的中介效應(yīng)顯著，即非國有董事通過“用手投票”積極治理能夠通過緩解信息不對稱來抑制國企并購商譽(yù)泡沫。

五、研究結(jié)論與政策建議

本文選取2013～2020年A股國有上市公司的經(jīng)驗(yàn)數(shù)據(jù)，以非國有董事投非贊成票行為代理其治理積極性，研究非國有董事治理積極性與國企并購商譽(yù)泡沫的關(guān)系。研究發(fā)現(xiàn)：非國有董事治理積極性的提升不僅能夠顯著降低超額商譽(yù)，還能夠顯著降低商譽(yù)減值的計(jì)提比例以及商譽(yù)減值的發(fā)生概率，即非國有董事通過“用手投票”積極治理有效抑制了國企并購商譽(yù)泡沫。進(jìn)一步研究非國有董事治理積極性發(fā)揮抑制效應(yīng)的影響路徑發(fā)現(xiàn)，非國有董事治理積極性可以通過降低代理成本和緩解信息不對稱來顯著抑制國企并購商譽(yù)泡沫。

本文的政策啟示在于：第一，持續(xù)推進(jìn)國有企業(yè)混合所有制改革、提升國企并購效果，助力防范和化解系統(tǒng)性金融風(fēng)險(xiǎn)。本文研究發(fā)現(xiàn)，非國有董事通過“用手投票”積極治理有助于抑制國企并購商譽(yù)泡沫，這顯示當(dāng)前國企混改總體上是有效的。因此，在全面深化國企改革和疫后恢復(fù)過程中，要持續(xù)推進(jìn)國有企業(yè)混合所有制改革，形成國資與非國資良好的協(xié)同機(jī)制，提高國企并購效果，防范和化解系統(tǒng)性金融風(fēng)險(xiǎn)，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)秩序穩(wěn)中有升。第二，努力完善混合所有制企業(yè)的治理結(jié)構(gòu)，充分落實(shí)國有企業(yè)董事會(huì)職權(quán)。本文聚焦非國有資本在董事會(huì)層面所具有的積極意義，進(jìn)一步明確了混合所有制改革不能簡單地股權(quán)“混”，更要充分地治理“合”。因此，政府和國有企業(yè)在對混改方案進(jìn)行設(shè)計(jì)時(shí)，不僅需要合理設(shè)置混改國企的股權(quán)結(jié)構(gòu)，還需要充分保障非國有資本委派董事參與公司治理的基本權(quán)利，建立各方積極參與、決策高效的董事會(huì)，為非國有資本在董事會(huì)層面發(fā)揮治理功能夯實(shí)制度基礎(chǔ)。