控制权转移与“卖方”老股东治理：谁阻碍了管理层留任

○ 王 艳 何竺虔 徐淑芳 罗 莉

引言

作为资本市场的重要组成部分及公司外部治理的重要机制，完善的控制权市场在监督并激励管理层提高经营业绩方面发挥着重要作用。股权协议转让是控制权转移的最主要方式，受《公司法》规定持股比例达到30%时要触发要约收购、收购方资金不充裕和目标公司控制人为了“东山再起”以转让股份和表决权相结合的方式转让控制权等因素的影响，买方股东仅收购卖方股东的大部分股权就可以获得控制权，卖方股东由于保留了公司的少部分股权，控制权转移后仍会以中小股东身份存续在企业中。在新的股权结构下，随着“卖方”从大股东转变为中小股东，买方大股东是否允许“卖方”老股东（转变为中小股东）在公司治理中发挥作用，如果允许，“卖方”老股东会发挥什么作用及如何发挥作用值得研究。同时，随着国有企业混合所有制改革的深入和民营企业公司治理水平的逐步提高，越来越多的公司按照现代企业制度从市场直接选聘职业经理人组建管理团队，促进企业可持续发展。Jensen等[1]发现，若管理层追求个人私利而背离股东价值最大化目标，导致经营业绩下降，股东将不再支持和信任管理层，公司就容易成为控制权市场上的交易对象，低效率的管理层在公司控制权转让后也会被接管。[2]Easterwood[3]发现，管理层会通过向上盈余管理传递管理有效率的信号，降低自己在控制权转移后被接管的风险。[4]Ben-Amar等认为，[5]控制权转移中的代理问题会变得更加突出，管理层可能利用自己的信息不对称优势进行机会主义盈余管理，在控制权转移前通过向下盈余管理帮助买方减少收购成本，在控制权转移后通过向上盈余管理美化控制权转移效率。在买卖双方的控制权交易中，目标公司的盈余信息是交易定价的基础，管理层作为理性经济人，可能利用代理人独有的信息资源，通过盈余管理影响交易公平，瓜分股东财富以满足自利需求。[6]Lefanowicz等[7]研究了控制权转移对职业经理人市场的影响，发现控制权转移后管理层难以找到同质同薪的工作，这使管理层有动机与买方合作，牺牲卖方利益以换取自身的留任福利。Morck等[8]针对管理层持股研究了公司内部治理的作用机制，发现当管理层的持股比例达到25%时，他们会对并购和管理层被接管等外部冲击产生免疫力，可以缓解控制权转移中的第一类代理问题。[9-11]但在我国IPO核准制背景下，[12]买方收购上市公司可能更多是为了获得上市资格，而企业的经营业绩可能并不是评价和接替管理层的最主要动因，因而可能滋生管理层与买方合谋压价以实现继续留任的自利动机。如果管理层与买方合谋成功，通过降低控制权转让价格和牺牲“卖方”利益实现了留任，存续在企业中的“卖方”老股东能否通过有效的公司治理机制阻止自利管理层持续留任需深入探讨。

基于现实需求和理论缺口，本文以2000-2017年发生控制权转移的A股上市公司为样本，根据我国IPO核准制特点将控制权转移定价分为名义定价、真实定价和扣除上市壳资源价值的股东权益定价，通过鉴别机会主义盈余管理与各类控制权转移定价的关系，找到控制权转移前负向盈余管理和控制权转移后管理层留任的中介变量。通过考察有“卖方”老股东存续的非控股股东治理对核心管理层留任的抑制效应，分析内部公司治理对不完善外部公司治理的替代作用。研究发现，在我国IPO严格管制、核心管理层从职业经理人市场选聘而不是由大股东委派、股权激励政策实施效果仍不足、在股权转让方案中买方有美化控制权转移效率需求等的制度背景下，控制权转移前目标公司的市场选聘类核心管理层会进行显著的负向盈余管理，且该行为降低了卖方的股东权益价值，使卖方获得了名义上的溢价实际上的折价。扣除壳资源价值后，卖方获得的基于股东权益价值的真实溢价越低，核心管理层事后的留任比例越大；扣除“壳价值”的控制权真实溢价，在市场选聘类核心管理层通过负向盈余管理与买方“合谋”实现留任的路径中具有完全中介作用。研究还表明，控制权转移后，包含“卖方”老股东的非控股股东治理在该路径中起反向调节作用，这会使市场选聘类核心管理层通过与买方合谋压价以实现留任的合谋路径失效。

本文从以下三个方面构成对已有文献的补充。第一，王克敏等[13]也探讨了控制权转移公司高管为应对离职风险而与买方合谋的策略及后果，但本文与其存在明显差别。首先，在研究内容上，该研究未考虑我国IPO核准制背景下，控制权交易价格中包含的股东权益价值和由于IPO管制所带来的壳资源价值影响，本文在IPO核准制背景下，以市场选聘类核心管理层面临被接管风险为切入点，沿控制权交易事件的事前、事中和事后时间轴展开研究，发现管理层的负向盈余管理行为仅仅作用于扣除壳价值的控制权转移真实溢价，厘清了管理层机会主义盈余管理的作用边界。其次，在研究方法上，本文运用中介效应模型，对控制权转移中核心管理层留任的动机、策略与后果进行了完整的路径分析，揭示了控制权转移公司的市场选聘类核心管理层为避免被接管，与买方合谋降低控制权交易价格以换取留任的完整路径。最后，该研究未对控制权转移样本的选择性偏误和遗漏变量等内生性问题做深入探讨和解决，本文一方面加入遗漏变量进行交互效应检验，另一方面将倾向得分匹配法（PSM）与Heckman两阶段模型相结合，以管理层籍贯地区的人口教育水平和控制权转移前目标公司的管理层权力为工具变量（IV），较好地解决了控制权转移模型的样本选择性偏误问题。

第二，大量研究表明，内部公司治理与控制权市场的外部公司治理之间存在互补效应，[8-10]然而，本研究发现，在我国IPO核准制下，控制权市场作为外部公司治理机制并不完善，针对管理层和买方合谋所带来的第二类代理问题，在控制权转移后的实验场景中，本文通过构建由“卖方”老股东、机构投资者和股权制衡所形成的非控股股东治理结构，分析非控股股东治理机制对自利管理层留任的抑制作用，为内部公司治理与外部公司治理之间存在着替代效应而非互补效应提供了新的经验证据，王克敏等[13]的研究也探讨了控制权市场外部公司治理机制不完善所导致的管理层机会主义盈余管理行为，但并未探析针对不完善外部公司治理的弥补机制。本文运用带调节的中介效应模型构建了包含“卖方”老股东的非控股股东治理结构，并通过选点法下的正负标准差和Bootstrap非线性模型，就非控股股东治理阻止管理层留任的作用大小和范围进行了合理的界定，为规范上市公司控制权转移行为和完善非控股股东治理机制提供了理论支持和实践依据。

第三，本文的发现对我国企业上市制度由核准制向注册制改革也有一定的参考价值。首先，通过提高公司治理质量构建完善的投资者保护机制，可以为我国企业上市注册制实施提供一定的决策参考。其次，随着公司发行证券上市注册制改革的全面推行，控制权转移的首要目的将不再是获取上市壳资源，而控制权交易市场也将逐步体现公司外部治理的效能，对管理层业绩进行持续、公开、透明的评价，形成优秀职业经理人保护机制刻不容缓。同时，企业上市注册制改革会使上市公司控制权交易常态化，控制权转移会带来新旧股东的更替，当“卖方”老股东转变为中小股东时，新控股股东应适当地任用“卖方”老股东，使其在治理层中发挥积极作用，促使新老股东形成命运共同体，共谋第一类代理问题和第二类代理问题的解决方案，以促进企业更优质的高效发展。

一、理论分析与研究假设

1.管理层机会主义盈余管理与控制权转移溢价

控制权市场理论认为控制权市场是通过外部公司治理来淘汰低效率的管理层，且会计盈余是评价管理层效率的重要信息，[13]在控制权转移视角下，会计盈余信息不仅与公司变革相关，也与管理层职业生涯变迁联系紧密。[14]21世纪以来，在我国A股上市的公司主要采用核准制，[12]证监会对新股发行的管制使许多企业转而购买上市公司控制权以实现间接上市，基于管理层经营效率低下而发生的控制权交易事件较少，面对控制权转让带来的被接管风险，管理层的机会主义盈余管理动机也可能偏离经营效率目标。[13]除了配合新控股股东美化控制权转移效率外，管理层还可能利用委托代理关系与信息不对称优势，与买方合谋通过负向盈余管理降低控制权交易价格，减少自己在公司控制权转让后的离职风险。[15]Grossman等[16]指出，控制权是一种股东权益，更是从股东所有权中派生出来的经济性权利，拥有排他性利用公司资产从事投资和市场营运的决策权。[17]在控制权交易中，买卖双方由于经营能力、风险偏好和乐观程度不同，对目标公司的价值估计有所差异，这种差异正是控制权交易的基础，因为只有双方都感到有利可图，交易才能达成。[18]这为管理层进行机会主义盈余管理创造了条件，在控制权转移前，管理层利用自己的独特信息优势，通过负向盈余管理使账面盈余低于真实盈余水平，在控制权转移价格衡量中，由于账面盈余水平低、股东收益下降，控制权交易价格基准评估值偏低，这样就容易构建满足卖方“高价卖出”利益诉求的控制权名义溢价。同时，管理层将真实盈余信息传递给买方，帮助买方衡量出控制权真实溢价，满足买方“低价买入”利益诉求。[13]

在我国，严格的企业上市核准制使上市公司成为了“壳”资源，上市公司控制权收益还包含着上市“壳”资源价值拥有权。屈源育等[19]认为，中国的上市公司的企业价值中都包含着一部分“壳价值”，“壳价值”与二级股票市场投资者的判断、宏观政策冲击和企业性质等外部因素关系密切。由此本文认为，盈余管理基于管理层内部信息优势产生，管理层通过机会主义盈余管理粉饰控制权转让价格的作用可能有限，[13]将控制权转让价格分为名义价格、剔除盈余管理的真实价格、剔除盈余管理和“壳价值”的真实价格，可以识别机会主义盈余管理究竟会影响哪种控制权转让价格，进而，可能出现两种结果：第一，会计盈余是控制权转让价格的测算基础，[13,20]管理层可以利用信息优势进行机会主义盈余管理，使控制权转让价格“名溢实折”。第二，虽然会计盈余是控制权转让价格的测算基础，管理层只能利用企业内部信息进行机会主义盈余管理，其作用边界仅仅是股东权益价值，难以对与外部因素密切相关的“壳价值”产生影响，[19]管理层的负向盈余管理会使扣除“壳价值”的控制权转让价格“名溢实折”。基于此，本文提出以下两个研究假设：

H1a：在其他条件一定的情况下，较控制权转移名义溢价而言，目标公司负向盈余管理越严重，控制权转移真实溢价越低

H1b：在其他条件一定的情况下，较控制权转移名义溢价而言，目标公司负向盈余管理越严重，扣除“壳价值”的控制权转移真实溢价越低

2.控制权转移溢价与管理层留任

Morck等[8]围绕控制权转移中买卖双方的财富效应展开研究，发现除买卖双方外，管理层在控制权转移过程中担任重要的角色，他们拥有选择合作伙伴和谈判定价等权利。Cotter等[21]在控制权转让交易研究场景中嵌入管理层利益，发现管理层会衡量自身财富的变化，当预期财富增加时，他们会减少交易抵制，并促进交易成功。Hartzell等[22]的研究表明，并购后目标公司管理层有接受离职补偿和继续留任两种选择，相比接受离职补偿，管理层更愿意留任，Lefanowicz等[7]发现离职后管理层的再就业前景并不乐观。因此，从市场选聘的管理层希望控制权转移后继续留任，在控制权转让交易中，他们会选择友善交易方案并促使交易成功。Cotter等[21]认为能够实现控制权溢价预期的交易方案最佳，管理层为了实现留任，在谈判中会选择高溢价方案来满足卖方的利益诉求，并通过分析友善交易可能给买方带来的超额市场报酬（Abnormal Returns）等综合财富效应，使买方以财富效应最大化目标对交易方案进行评判并最终选择接受交易。

然而，面对控制权转移后的被接管风险，管理层可能不满足于仅仅在交易谈判中实施友善交易方案促进交易成功，根据本文的分析逻辑，在我国IPO核准制背景下，核心管理层进行机会主义盈余管理，除了帮助买方美化控制权转移效率之外，更可能立足于自身利益选择与买方合谋，通过压低控制权转移价格使买方受益来换取留任。与机会主义盈余管理的作用边界相匹配，管理层留任可能存在两条路径：一是目标公司核心管理层会利用自己独特的信息优势进行机会主义盈余管理，通过粉饰名义上溢价而真实上折价的控制权转移价格，同时满足卖方“溢价卖出”和买方“折价买入”的利益诉求，促使控制权转让交易友善且顺利完成，实现留任。二是目标公司核心管理层利用企业内部信息优势，通过粉饰控制权转让中的股东权益价值，压低扣除“壳价值”的控制权转移真实溢价，达到留任目的。基于此，本文提出如下假设：

H2a：在其他条件一定的情况下，较控制权转移名义溢价而言，控制权转移的真实溢价越低，目标公司核心管理层在控制权转移后留任的比例越高

H2b：在其他条件一定的情况下，较控制权转移名义溢价而言，扣除“壳价值”的控制权转移真实溢价越低，目标公司核心管理层在控制权转移后留任的比例越高

二、研究设计

1.样本选择

参考徐晓东等的研究，[17]本文将控制权转移定义为第一大股东发生变更，以2000-2017年第一大股东发生变更的A股上市公司为研究样本。2000年3月，中国证监会规定我国证券发行由审批制过渡到核准制，因此研究起点是2000年；本文考察了企业控制权转移后两年管理层的留任情况，实质上的研究期间为2000-2019年。样本选择的依据为：第一大股东发生变更样本2457个，剔除发生多次控制权变更的样本672个，剔除金融保险行业样本23个，剔除发生控制权交易具有关联方关系的样本302个，剔除ST的样本198个，剔除转让壳资源的样本305个，①剔除控股股东担任核心管理层职位及核心管理层并非来源于市场选聘的样本295个，剔除存在缺失值的样本160个，最终得到有效样本502个。

发生控制权转移的公司及其股权转让相关数据来自中国经济金融数据库（CCER）和国泰安金融数据库（CSMAR）。除股权分置改革等虚拟变量外，对所有连续变量都进行了上下1%的Winsorize缩尾处理。数据处理软件为SAS9.4和STATA15。

2.模型设立与变量说明

（1）盈余管理与控制权转移溢价回归分析

首先，参考已有研究，[13]建立模型（1）检验假设H1a和H1b：

其中，解释变量为盈余管理Dacc，根据Dechow等[23]的修正Jones模型计算，取第i家公司第t-1年的值。被解释变量Premium为控制权转移溢价，与Barclay等[20]方法不同，②基于我国证券市场独有特点，③用目标公司控制权转移的价格相对于每股净资产的溢价程度予以衡量，[23,24]且分别用控制权转移名义溢价Ln_nameP、真实溢价Ln_realP及扣除“壳价值”的真实溢价Ln_shell来测度，其中：① Ln_nameP通过Ln_nameP=log(TransferPi,t/EPSi,t-1）计算，TransferPi,t为控制权转移每股价格，EPSi,t-1为第t-1年年报披露的净资产，为Equity（所有者权益账面价值）与普通股股数之比。② Ln_realP通过Ln_realP=log(TransferPi,t/REPSi,t-1）计算，TransferPi,t定义同上，REPSi,t-1为第t-1年的每股实际净资产，通过第t年的Equity（所有者权益账面价值）与Dacct×TAt–1（第t年的盈余管理×第t-1年的总资产值）的差额除以第t年末普通股股数计算。③ Ln_shell通过Ln_shell=log[(TransferPi,t-ShellPi,t）/REPSi,t-1]计算，TransferPi,t和REPSi,t-1定义同上，ShellPi,t为“壳价值”，参考屈源育等和Lee等，[19,25]具体计算过程如下：

首先，以2000-2017年的控制权转移A股上市公司为样本，通过模型（2）估计控制权转移中实现的“壳价值”（SV）：

其中，LnSV是借壳交易中实现的“壳价值”的对数，通过公式SV=(MVCE×SFS）-OC计算再取对数，MVCE为控制权转移交易信息宣布时公司的市场价值，SFS为目标公司所有者最终获得的公司控制权转移后的股权比例，OC为目标公司的转让价值。LnMV为市值对数，(LnMV）2为市值对数的二次项，用于控制SV与MV可能存在的非线性关系。SOE是上市公司是否为国企的虚拟变量，是取1，否则取0；Cash为现金持有率，是目标公司控制权转移前一年的现金持有量与期末资产总额之比；ROE为净资产收益率，是目标公司控制权转移前一年的净利润与股东权益之比；Shrcr为目标公司控制权转移前一年的第一大股东持股比例。

其次，以2000-2017年的A股上市公司为样本，通过模型（3）估计控制权转移公司被借壳的概率Pr：

其中，Shell为上市公司在第t年是否进行控制权转移交易的虚拟变量，是为1，否则为0，控制权转移交易的判断方法与前文样本选择所用方法一致。Size为公司第t-1年期末资产总额的对数；OP为经营利润率，是公司第t-1年的营业利润与全部业务收入总额之比；ST为公司第t-1年是否被ST处理的虚拟变量，是为1，否为0；Ipo_reject代表IPO和管理政策的松紧，等于第t-1年的[1-(通过IPO审核的企业数量/上会的总企业数量）]的自然对数；Insider为公司第t-1年的高管持股比例。

最后，通过公式ESV=(SV×Pr）计算得到控制权转移公司的期望“壳价值”，即为Ln_shell计算中所需要用到的“壳价值”。

对应H1a和H1b，本文预期Dacc对Ln_realP或Ln_shell的回归系数β1显著为正。

（2）控制权转移溢价与核心管理层留任回归分析

为检验假设H2a和H2b，本文建立了模型（4）：

其中，Retention为被解释变量，表示核心管理层总经理CEO和财务总监CFO的留任比例。④首先，根据高管简历中的历任职位信息，手工查找企业CEO和CFO历任工作单位的性质，对于国有企业的高管，参考杨志强等的研究，[27]若高管曾于民营或外资企业任职，视为“市场化选聘高管”，若其就职单位均为国有企业或行政事业单位，则不视为“市场化选聘高管”，予以删除；对于民营企业的高管，参考李欢等的研究，[28]查阅上市公司招股说明书中“董事、监事、高级管理人员与其他核心人员相互之间的亲属关系”，并对照上市后每年公司年报中披露的“董事、监事和高级管理人员”信息，判断区分CEO和CFO是否为大股东关联方，如果是，则不视为“市场化选聘高管”，予以删除，对上市后公司高级执行层中的新成员，通过巨潮咨询和新浪财经等网站、百度搜索及公司其他公开信息查询其与实际控制人之间的关联方关系进而判断是否为关联方，对于关联方CEO和CFO的名单予以删除。接下来，对比目标公司上述“市场化选聘高管”CEO和CFO的名单变动情况计算核心管理层留任比例，具体计算方法为：控制权转移前第t-1年任CEO或CFO的高管在控制权转移后第t+2年公司公布的高管名单内定义为1，否则为0，每家公司CEO和CFO分数总和与总分2之比即为核心管理层留任比例。Premium为解释变量，即控制权转移溢价，沿用模型（1）中的Ln_nameP、Ln_realP和Ln_shell分别测量。对应H2a和H2b，本文预期Ln_realP或Ln_shell对Retention的回归系数γ1显著为负。

模型（4）的控制变量同模型（1），均为股权分置改革（Reform）、市场时机（MB）、控制权转移效率（ΔTobin_Q）、IPO拒绝率（Ipo_reject）、公司年龄（Age）、公司规模（Size）、管理层声誉（Reputation）和高管持股比例（MSH），控制变量定义详见表1。

表1 控制变量定义表

三、实证结果与分析

1.描述性统计分析

样本期间共有3522家公司发生股权转让，其中因股权转让而发生控制权转移的公司为502个，包括88.25%的公司以低于50%股权比例转让了控制权，表明控制权转移事件大部分发生在股权比较分散的公司中。受篇幅限制，样本公司股权转让统计表、主要变量的描述性统计表、控制权转移公司和非控制权转移公司主要变量的T检验和Z检验略去备索。上述结果初步表明，控制权转移公司的管理层倾向于在控制权转移前进行负向盈余管理。

2.回归结果分析

（1）盈余管理对控制权转移溢价的影响

表2为 模 型（1）的回 归 结 果。（1）-（3）列 为Dacc对Ln_nameP的影响，（4）-（6）列为Dacc对Ln_realP的影响，但解释变量Dacc和两个被解释变量Ln_nameP、Ln_realP在统计上没有显著的关系，假设H1a未得到验证。（7）-（9）列为Dacc对Ln_shell的影响，显示Dacc的回归系数显著为正，研究假设H1b得到验证，与控制权转移名义溢价和真实溢价相比，目标公司管理层的负向盈余管理促使扣除“壳价值”的控制权转移真实溢价下降。

表2 盈余管理与控制权转移溢价的回归结果

（2）控制权转移溢价对控制权转移后核心管理层留任的影响

表3为模型（4）的回归结果。（1）-（3）列为Ln_nameP对Retention的影响，（4）-（6）列为Ln_realP对Retention的影响，但两个解释变量Ln_nameP、Ln_realP和被解释变量Retention在统计上没有显著的关系，研究假设H2a未得到验证。（7）-（9）列为Ln_shell对Retention的影响，回归结果显示Ln_shell与Retention存在显著负相关关系，表明核心管理层能够通过降低扣除“壳价值”的控制权转移真实溢价水平达到留任的目的，研究假设H2b得到验证。

表3 控制权转移溢价与核心管理层留任的回归结果

3.稳健性检验

为保证研究结论的严谨性，本文进行了一系列的稳健性检验（数据略去备索）：（1）替代变量检验。针对研究假设H1，采用Jones模型重新计算了Dacc；[30]针对研究假设H2，将CEO是否留任作为Retention的替代变量进行Logistic回归。[15]上述回归结果表明，研究假设H1b和H2b依然成立。（2）新增控制变量检验。对研究假设H1，选取买方公司和目标公司的产权属性（国有或民营）及目标公司股份属性（流通股和限售股）作为新的控制变量加入原模型（1）进行回归，结果显示Dacc与Ln_shell的回归系数在1%的水平上显著为正；再将全样本分为Dacc＜0的子样本和Dacc＞0的子样本对H1进行再检验，发现Dacc与Ln_shell的回归系数在Dacc＜0的子样本中为正且在5%的水平上显著，其他情况均不显著，表明H1b的结果稳健。对研究假设H2，取公司t-1年的营业收入增长率、目标公司老股东在控制权转移后是否持有目标公司股份、买方公司和目标公司是否属于同一行业作为新的控制变量加入原模型（4）进行回归，回归结果表明Ln_shell与Retention的回归系数在1%的水平上显著为负；再将全样本分为Dacc＜0的子样本和Dacc＞0的子样本对H2进行再检验，发现Ln_shell与Retention的回归系数在Dacc ＜0的子样本中为负且在1%的水平上显著，其他情况均不显著，表明H2b的结果稳健。

4.内生性检验

（1）遗漏变量的交互效应检验

以往研究表明，公司业绩高低是管理层进行盈余管理的重要影响因素，[31]应用到本文的研究情境中，控制权转移溢价的高低有可能并非源于盈余管理，而是公司本身业绩所造成的经济后果。为了排除这一可能性，借鉴已有研究，[31,32]本文选取总资产收益率（ROA）作为公司业绩的代表，若公司在控制权转移前一年的ROA高于当年行业中位数，G_performance赋值为1，否则为0；再将G_performance及交乘项G_performance×Dacc加入原模型（1）进行回归，回归结果如表4所示，列（4）-（6）在列（1）-（3）的基础上加入了稳健性检验中的新增控制变量，发现G_performance×Dacc仅与Ln_shell在5%水平上显著为正，表明在公司业绩更好的公司中，负向盈余管理越严重，扣除“壳价值”的控制权转移真实溢价越低。

表4 内生性检验：考虑遗漏变量“公司业绩”的影响

同时，以往研究表明，当公司发生控制权转移时，资本市场上的股价会表现出有规律的异常波动。[32,33]本文已述及，管理层是在“名溢实折”的情境下，通过降低扣除“壳价值”的控制权转移真实溢价以提升自身留任机率，这既能满足“卖方”高溢价卖出的诉求，也能体现买方以财富效应最大化目标（而非买价最低目标）对交易方案进行评判并最终选择接受交易的内在逻辑。如果“名溢实折”的控制权交易策略有效，高定价方案会传递出转让优质目标公司的信息，此消息宣告带来的短期市场绩效也会更好。因此，本文将目标公司控制权转让首次宣告日前后市场反应作为遗漏变量纳入原模型（4）。首先，借鉴已有研究，[33]选取目标公司控制权转让首次宣告日前后的累计超额收益率作为市场反应的替代变量，以[-150,-30]作为市场模型估计的清洁期，若目标公司控制权转让首次宣告日前30天开始至首次宣告日后5天[-30,+5]的累计超额收益率高于当年中位数，则赋值CAR为1，否则为0；其次，将CAR及其与控制权转移溢价的交乘项加入原模型（4）进行回归，回归结果如表5所示，列（4）-（6）在列（1）-（3）的基础上加入了稳健性检验中的新增控制变量，发现仅CAR×Ln_shell的系数在5%水平上显著为负，其他交乘项均不显著，这表明当控制权转移事件的短期市场绩效好时，扣除“壳价值”的控制权转移真实溢价越低，目标公司核心管理层在控制权转移后留任的比例越高。

表5 内生性检验：考虑遗漏变量市场反应的影响

（2）Heckman检验（样本选择性偏误）

为了降低和缓解控制权转让过程中可能存在的样本选择性偏误，参考王甄等的研究，[34]选取Heckman两阶段模型进行内生性检验。首先，使用Rosenbaum等提出的倾向得分匹配法（PSM），[35]以模型（1）和（4）的7个控制变量为特征变量，⑤以发生了控制权转移的样本公司为处理组、未发生控制权转移的公司为控制组进行1:1匹配，PSM后一共得到946个观测样本（数据略去备索），再用Heckman两阶段模型进行内生性检验。

针对H1，本文选取存有外生性的目标公司核心管理层籍贯地的地区人口教育水平（Education）作为工具变量（IV），加入Heckman第一阶段进行回归，如模型（5）所示，因变量为企业是否发生控制权转移Transfer，发生了控制权转移赋值为1，否则为0。核心管理层籍贯地以CSMAR数据库披露的CEO和CFO简历及籍贯信息为基础，结合新浪财经人物、百度、搜狗、360综合搜索等互联网工具，通过手工收集和整理所得。借鉴姜付秀等的研究，[36]Education的计算方法为t-1年核心管理层籍贯地平均每百人中受高等教育的人数（单位：人），数据来源于国家统计局官网的中国统计年鉴，相应缺失值通过查阅人口统计年鉴进行补充。

表6列报了Heckman两阶段模型的回归结果，列（1）为第一阶段回归，列（2）-（7）为第二阶段回归（加入逆米尔斯指数Invmr后按模型1回归），列（5）-（7）在列（2）-（4）的基础上增加了稳健性检验中的新增控制变量。回归结果显示，在第一阶段，IV（Education）与控制权是否转移（Transfer）在5%水平上显著负相关，表明核心管理层籍贯地的地区人口教育水平越高，其出于自利而通过负向盈余管理压低目标公司控制权转移价格的可能性越低；在第二阶段，Invmr在1%水平上显著，Dacc与Ln_shell依然在1%水平上显著正相关，表明控制了样本选择性偏误后，H1b的结论仍然成立。

表6 内生性检验：盈余管理与控制权转移溢价的Heckman检验

针对H2，本文选取目标公司控制权转移前管理层权力（Power）作为工具变量（IV）加入Heckman第一阶段进行回归，如模型（6）所示，因变量Transfer定义同上。借鉴Finkelstein、权小锋等的研究，[37,38]Power通过以下四个指标（t-1年）打分加总得到：①董事会规模，若t-1年目标公司董事会人数超过当年行业中位数赋值为1，否则为0；②目标公司股权是否分散，若t-1年第一大股东占比小于当年行业中位数，赋值为1，否则为0；③目标公司独立董事与公司工作地点是否一致，t-1年的地点若不一致赋值为1，否则为0；④金字塔层级，目标公司控股股东到公司最长控制链条的层数，若t-1年公司最长控制链条的层数大于行业中位数赋值为1，否则为0。[39,40]一般而言，工具变量需同时满足相关性和外生性条件。一方面，本文所度量的管理层权力是公司层面的相对权力，公司层面管理层权力越高，核心管理层越可能出于自利与买方“合谋”压价以留任；另一方面，公司层面的管理层相对权力并非管理层个人本身的能力（管理层个人本身的能力会影响其留任的机率，不满足IV的外生性条件），不直接影响公司控制权转移后核心管理层个人的留任机率（第二阶段因变量Retention），此IV具有一定的外生性。

表7列报了Heckman两阶段模型的回归结果，列（1）为第一阶段回归，列（2）-（7）为第二阶段回归（加入逆米尔斯指数Invmr后按模型4回归），列（5）-（7）在列（2）-（4）的基础上增加了稳健性检验中的新增控制变量。回归结果显示，在第一阶段，IV（Power）与控制权是否转移（Transfer）在5%水平上显著正相关，表明工具变量是有效的；在第二阶段，Invmr在1%水平上显著，Ln_shell与Retention依然在1%水平上显著负相关，表明控制了样本选择性偏误后，H2b的结论仍然成立。

表7 内生性检验：控制权转移溢价与核心管理层留任的Heckman检验

四、进一步讨论

1.盈余管理与核心管理层留任之间的路径分析：扣除“壳价值”的控制权转移真实溢价的中介作用

前文实证检验表明，负向盈余管理对扣除“壳价值”的控制权转移真实溢价具有显著正向影响，扣除“壳价值”的控制权转移真实溢价对管理层留任具有显著负向影响。接下来，通过中介效应模型探究扣除“壳价值”的控制权转移真实溢价是否在核心管理层通过负向盈余管理实现留任的路径中发挥中介作用。

首先，本文根据Preacher等、温忠麟等的依次检验法，[41,42]从路径上分析扣除“壳价值”的控制权转移真实溢价的中介作用，如（7）-（9）模型所示：

进一步，在依次检验法的基础上，使用Sobel检验来具体量化中介效应的大小（ab系数乘积）及其显著性水平。[43]依次检验法假定变量间存在线性关系、Sobel检验前提是间接效应ab为正态分布，这两种方法均有一定的局限，[44]本文再采用信度较高的Bootstrap方法，[41]该方法基于区间估计的理念，采用重复抽样的方式对间接效应ab进行非参数检验，从而计算出5%及以上显著水平上间接效应ab的置信区间。通过运用上述三种方法对Dacc、Ln_shell和Retention之间的中介效应进行了分析与检验，结果如表8所示。

表8 扣除“壳价值”的控制权转移真实溢价的中介作用分析

Panel A显示在依次检验法下，Dacc与Retention在5%的显著性水平上负相关（c=-0.353，t=-2.06）；Dacc与Ln_shell在1%的显著性水平上正相关（a=0.423，t=2.71）；控制Dacc后，Ln_shell与Retention也在1%的显著性水平上负相关（b=-0.170，t=-3.36）；控制Ln_shell后，Dacc与Retention在5%的显著性水平上不相关（c’=-0.281，t=-1.65），表明中介效应存在，且Ln_shell在Dacc和Retention之间充当完全中介。Panel B显示中介效应的大小为0.423×0.170=-0.072，并且Sobel检验（Z=-2.111，P＜0.05）和Bootstrap置信区间（CI）[-0.144，-0.014]的结果显示该间接效应的大小显著异于0，完全中介效应成立。

2.非控股股东治理在扣除“壳价值”的控制权转移真实溢价与核心管理层留任之间的反向调节作用

虽然前文中介效应的检验结果显著，但研究假设H2b的检验结果表明，Ln_shell与Retention的回归系数仅为0.180（考虑所有控制变量时），核心管理层留任的比例并不高。同时，前述理论分析也表明，在目标公司股东治理机制不完善的情况下，核心管理层有机会进行机会主义盈余管理。受实证结果和理论分析的启发，本文认为，控制权转移后，如果公司股东治理结构变好，核心管理层可能难以留任，这种股东治理对中介效应的反向调节机制需要进一步讨论。

与已有文献多聚焦于研究大股东或实际控制人的股东治理效应不同，[45,46]本文基于大股东与目标公司管理层的合谋行为，主要研究非控股股东的治理作用。如姜付秀等、Cheffi等发现除监督机制外，非控股股东可以通过派出董事在董事会发表异议发挥公司治理作用，抑制控股股东的私利行为和管理层的机会主义行为，[47,48]曾志远等研究发现机构投资者持股可以约束控股股东的侵占意图，对于公司治理具有积极作用，[49]Gul等发现股权制衡机制可以促进企业可持续发展。[50]

为检验非控股股东治理的反向调节作用，本文构建了非控股股东治理质量指数（SGQ）。Gompers等通过对公司治理各项治理结构打分加总的方式，构建了公司治理文献中著名的GIM指数。[51]参照他们的做法，本文通过对三个维度下的9个变量打分（变量指标优于平均水平赋值为1，否则为0），加总得到SGQ。第一个维度是“卖方”老股东（转变为中小股东）治理，参考孙光国等的研究，[52]选取“卖方”老股东持股比例、“卖方”老股东在董事会的席位比例、“卖方”老股东是否在提名委员会任职三类指标。⑥[53]第二个维度是机构投资者治理，[54,55]参考牛建波等的研究，[56]选取机构投资者持股比例、机构投资者持股市值、异质机构投资者三类指标。第三个维度是股权制衡机制，参考赵景文等的研究，[57]用第2-5大股东制衡指数、Z指数、Herfindahl_51指数三类指标（SGQ的详细构建过程略去备索）。基于此，SGQ的最高得分为9分，最低得分为0分，标准化处理后SGQ的取值区间为（0,1）。

接下来，本文也采用依次检验法、Sobel检验和Bootstrap三种方法对有调节的中介效应进行检验。[44,58]依次检验法的模型如下：

检验结果如表9所示。Panel A显示，交互项Ln_shell×SGQ与Retention在5%的显著性水平上正相关（系数=0.484，t=2.07），表明非控股股东治理对扣除“壳价值”的控制权转移真实溢价和核心管理层留任这一路径具有反向调节作用。参照Hayes等的研究并根据表9回归结果，[59]将SGQ的调节效应表达为如下函数：

表9 非控股股东治理调节下扣除“壳价值”的控制权转移真实溢价的中介作用分析

Retention=0.342-0.462×Ln_shell-0.316×SGQ

+0.484×Ln_shell×SGQ+...

将第三项和第五项提取公因式，整合得到：

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

-0.316×SGQ+...

此时本文采用常用的选点法Pick-a-Point Approach，[59]对SGQ的调节效应大小及其显著性进行分析。首先对Ln_shell取一阶偏导数，得到-0.462+0.484×SGQ。从此处可以看出，Ln_shell对Retention的影响会因SGQ的不同而有所差异。其次根据Hayes等的研究，[59]对调节效应的显著性进行手工计算，当SGQ取Mean-1 SD（0.429），即非控股股东治理质量较差时，Ln_shell的回归系数为-0.462+0.484×0.429=-0.254，P＜0.01，95%置 信 区 间（CI）为[-0.377,-0.143]。当SGQ取Mean（0.616），即非控股股东治理质量处于中等水平时，Ln_shell的回归系数为-0.462+0.484×0.616=-0.164，p＜0.01，95%置 信 区 间（CI）为[-0.262,-0.061]。当SGQ取Mean+1 SD（0.803），即非控股股东治理质量较好时，Ln_shell的回归系数为-0.462+ 0.484×0.803=-0.073，p＞0.30，95%置信区间（CI）为[-0.209,0.083]。由此看出，随着SGQ的提升，Ln_shell对Retention的回归系数无论是从大小还是显著性而言都会逐渐下降；当SGQ较好时，Ln_shell与Retention之间就不再存在统计学意义上的显著性关系（SGQ的调节效应见图1）。

图1 非控股股东治理的调节效应

Panel B显示了在SGQ调节下，Dacc×Ln_shell的间接效应大小，根据Panel A中Dacc（a1）与Ln_shell（b1）的回归系数并结合上述分析的调节效应（b3）计算 得 来，即0.423×（-0.462+ 0.484×SGQ）。当SGQ（0.429）较差时，间接效应值为-0.110，Z值为-2.329（P＜5%），Bootstrap置信区间（CI）为[-0.214,-0.027]；当SGQ（0.616）处于中等水平，Z值为-2.099（P＜5%），Bootstrap置信区间（CI）为[-0.143,-0.013]；当SGQ（0.803）较好时，核心管理层的留任路径会不成立（间接效应值为-0.031，Z值为-0.925（P＞10%），Bootstrap置信区间（CI）为[-0.096,0.033]）。综上，包含“卖方”老股东的非控股股东治理能够反向调节核心管理层通过负向盈余管理压低控制权转让价格而留任这一路径，且较好的非控股股东治理可以瓦解目标公司核心管理层与新控股股东的合谋。

五、结论与展望

以2000-2017年发生控制权转移的上市公司为样本，本研究发现，控制权转移公司核心管理层在控制权转移前通过负向盈余管理实现留任，扣除“壳价值”的控制权转移真实溢价在核心管理层的负向盈余管理行为与其留任之间具有完全中介效应。进一步研究表明，控制权转移中的“合谋压价”中介效应受到控制权转移后的非控股股东治理的反向调节，特别当包含“卖方”老股东的非控股股东治理质量好时，核心管理层留任路径不成立。研究结论为规范上市公司控制权转移行为和完善非控股股东治理机制提供了理论支持和实践依据。

2019年7月首批25只科创板股票在上交所交易，科创板正式开市，并在该板块内进行注册制试点。2020年8月，创业板注册制首批18家首发企业上市。随着A股市场全面注册制渐行渐近，上市“壳资源”价值将下降，接管低效率的管理层或将成为上市公司控制权交易的主要驱动力。在新发展格局下，为了更好地发挥上市公司控制权交易的外部治理效能，一方面需对管理层业绩进行持续、公开和透明的评价，通过市场机制抑制经理人自利行为，形成优秀职业经理人保护机制，另一方面要积极发挥老控股股东的公司治理作用，在董事会、股东会中善用老控股股东，促使其通过治理经理人自利产生的第一类代理问题和治理新控股股东自利产生的第二类代理问题，推进企业可持续发展。

注释

① 壳资源样本公司的界定参考《上市公司重大资产重组管理办法》第十三条规定的标准。

② Barclay等[20]基于西方完全流通的股票市场，将控制权溢价定义为控制权转移价格与股票市场上少数股份市价的差异。

③ 我国股票市场自建立以来至2006年股权分置改革，都处于流通股与非流通股并存的局面，且2006年之后，仍然有部分股权不可流通，控制权转让的价格大多基于每股净产的价值进行确定。国内文献中有关控制权转让溢价的也大多是根据控制权转让价格与每股净资产的比值进行确定。[13,15]

④ Dechow等认为，[26]在公司管理层中，CEO和CFO合谋就可以实现利用应计制下的收入费用与现金流不匹配来粉饰财务报表，因此本文将CEO和CFO视为核心管理层。

⑤ 由于IPO拒绝率（Ipo_reject）衡量的是每一年度IPO和管理政策的松紧，不会因公司是否发生控制权转移而产生差异，因此在进行PSM配对时未选取此指标；由于前述稳健性检验中的新增控制变量为发生控制权转移的公司才能够予以衡量的指标，因此在进行PSM配对时也未选取。

⑥ SGQ指标构建的基础数据来自CSMAR的公司治理数据库，结合巨潮资讯网相关公告判断而得；手工数据通过查阅巨潮资讯网的相关《董事会决议》或《临时公告》而获得，判断后得到相关数据。