李善民，陳文婷

企業(yè)并購決策中管理者過度自信的實證研究*

李善民，陳文婷

從管理者行為角度出發(fā)，以滬深兩市2002—2008年發(fā)生并購交易的上市公司為研究對象，綜合考慮我國企業(yè)的公司治理機制的特征，對管理者過度自信與企業(yè)并購決策的關(guān)系進行探討。研究表明：(1)管理者過度自信與并購決策存在顯著正相關(guān)關(guān)系;公司治理水平與并購決策存在顯著負相關(guān)關(guān)系，內(nèi)部資源豐富的企業(yè)更易實施并購決策。大股東持股比例適度、較高的獨立董事比例與較好的并購決策相關(guān)。(2)管理者過度自信與并購績效存在顯著的負相關(guān)關(guān)系;在管理者過度自信既定的前提下，并購公告披露的具體并購原因的并購績效下降也更為顯著。

管理者過度自信;公司治理;股權(quán)分置改革

一、引言

并購是企業(yè)快速擴張的重要方式，美國約三分之一的企業(yè)是通過并購成長起來的，但企業(yè)的并購活動不一定能夠創(chuàng)造價值。1980至2001年間，美國并購企業(yè)的股東利益在并購公告當日累計損失超過2 200億美元(Moeller et al.，2005)。我國上市公司并購數(shù)據(jù)顯示，由于收購公司無法達到實施收購前預期的績效，不少目標公司的控制權(quán)隨后再次發(fā)生轉(zhuǎn)移，因而出現(xiàn)一家目標公司被多次收購的現(xiàn)象。國內(nèi)外學者通過事件研究法、財務(wù)指標法以及案例研究等方法，對并購績效進行的諸多實證研究表明，并購能夠為目標公司股東增加財富，但不一定能為收購公司股東創(chuàng)造財富(Agrawal and Jaffe，2000;Tichy，2001;張新，2003;李善民、朱滔，2005);收購公司股東很難通過并購活動掠奪目標公司股東或者其他利益相關(guān)者的財富(Galai and Masulis，1976);即使那些宣布為了發(fā)揮協(xié)同效應而進行的并購活動，協(xié)同效應也很難實現(xiàn)(Sirower，1997)。

然而，企業(yè)并購浪潮仍在世界各地不斷推進。過去二十多年中，美國一萬二千多宗并購活動總計投入資金超過3.4萬億美元(Malmendier and Tate，2008)。1993年的“寶延事件”揭開了中國上市公司并購歷程的序幕。從1998年至今，滬深兩市共發(fā)生6 313起并購交易，交易涉及金額累計達813億元①數(shù)據(jù)來源于CSMAR上市公司兼并收購數(shù)據(jù)庫(1998年1月1日至2009年8月25日)。。那么，為什么明知并購不能為企業(yè)創(chuàng)造價值，企業(yè)的管理者仍然樂此不疲地實施并購活動?

國內(nèi)外關(guān)于并購動因理論可以概括為協(xié)同效應理論、價值低估理論、公司控制權(quán)市場理論、代理理論、自由現(xiàn)金流假說以及過度自信理論等。其中，過度自信理論是羅爾(Roll，1986)開創(chuàng)性地提出的，他用“自大假說”(Hubris Hypothesis)，解釋了并購不能為收購公司創(chuàng)造價值的原因。此后，尤其是近年來，從管理者過度自信的角度對并購績效進行的實證研究也逐漸增多(Doukas and Petmezas，2006;Brown and Sarma，2007;Malmendier and Tate，2008)。

羅爾(Roll，1986)的“自大假說”能解釋我國的并購現(xiàn)象嗎?即我國的管理者在并購決策中是否也存在過度自信現(xiàn)象?為此，本文以滬深兩市2002—2008年間發(fā)生并購交易的上市公司為研究對象，綜合考慮我國企業(yè)的公司治理機制的特征，檢驗我國企業(yè)并購決策中管理者過度自信的情況。

二、文獻回顧

(一)管理者過度自信的理論基礎(chǔ)

傳統(tǒng)的金融學理論以理性人假設(shè)為基礎(chǔ)，運用數(shù)學工具建立了精密謹慎的理論體系，但這并不總是符合經(jīng)濟生活的現(xiàn)實。行為金融學對傳統(tǒng)的理性人假設(shè)進行了修正，并引入了心理學的研究成果，對現(xiàn)實經(jīng)濟行為進行了更貼切的解釋分析。企業(yè)并購行為是在理性與非理性當事人之間發(fā)生的資本市場中的復雜的經(jīng)濟行為，收購企業(yè)與目標企業(yè)的管理者也會出現(xiàn)行為偏差。對此，行為金融學中管理者過度自信理論為解釋企業(yè)并購的動因提供了一個新的理論視角。

過度自信是指由于受到諸如信念、情緒、偏見和感覺等主觀心理因素的影響，人們常常過于相信自己的判斷能力，高估自己成功的概率和私人信息的準確性。法蘭克(Frank，1935)發(fā)現(xiàn)人們高估自身完成任務(wù)的能力，并且這種過度估計隨著個人在任務(wù)中的重要性提高而愈加顯著，使之對未來產(chǎn)生不切實際的樂觀情緒。昆達(Kunda，1987)認為，人們總是預期好事發(fā)生在自己身上的概率高于發(fā)生在別人身上的概率。泰勒和布朗(Taylor and Brown，1988)認為，過分樂觀的自我評價、不切實際的樂觀情緒是人們思維中的一個典型特征。上述心理學研究與發(fā)現(xiàn)，為過度自信理論的建立提供了理論基礎(chǔ)和經(jīng)驗支持。

隨著過度自信理論的發(fā)展和應用，心理學家和行為經(jīng)濟學家將認知心理學的理論及研究范式引入經(jīng)濟學領(lǐng)域，并對許多復雜的經(jīng)濟行為進行了解釋和探討。舍費林(Shefrin，2001)認為，可以從公司管理者非理性的角度來分析非理性對企業(yè)決策的影響，即在管理者非理性的框架下也可以解釋并購行為的某些特征。羅爾(Roll，1986)開創(chuàng)性地提出了關(guān)于并購的“自大假說”，將樂觀情緒和過度自信用于分析管理者對企業(yè)并購行為的影響。然而，也有學者對過度自信這一現(xiàn)象本身提出了質(zhì)疑。賈斯林(Juslin，1994)指出，如果研究者選擇比較難或比較奇特的問題，讓實驗對象回答，則這種情形下可以發(fā)現(xiàn)“虛假”的過度自信——因為實驗對象可能根本不清楚所面對的測試問題的答案甚至答案的范圍。有鑒于金融文獻中過度自信模型一般都隱含了這樣的假設(shè)：金融市場和資產(chǎn)價格難以預測，決策者存在過度自信傾向，本文在借鑒心理學研究成果進行研究設(shè)計的同時，將對本文的實證結(jié)果的穩(wěn)健性保持謹慎態(tài)度。

(二)管理者過度自信與企業(yè)并購的研究述評

在管理者過度自信與企業(yè)并購關(guān)系的研究中，國外學者在近幾年做出了突出的貢獻。莫曼迪和泰特(Malmendier and Tate，2008)的研究結(jié)果表明，過度自信的CEO更容易實施并購活動，而且其決策影響力與內(nèi)部現(xiàn)金流正相關(guān);并且，市場會對過度自信的CEO所實施的并購決策做出顯著為負的反應。但管理者過度自信的實證結(jié)果并不總是消極的，杰維斯、希頓和奧丹(Gervais、Heaton and Odean，2003)研究發(fā)現(xiàn)，CEO的過度自信和樂觀情緒能夠提高公司價值——如果管理者過度自信和樂觀，那么其對投資項目風險的估計會低于實際情況而實施更多符合股東利益的投資項目;同時管理者的過度自信和樂觀情緒能夠降低股東用于激勵合約的成本，增加股東價值。道卡斯和彼密澤西(Doukas and Petmezas，2006)采用并購頻率和內(nèi)幕交易兩種方式來度量管理者的過度自信，得出的結(jié)論表示，管理者的過度自信是影響并購績效的重要因素之一。布朗和薩摩(Brown and Sarma，2007)也研究了管理者過度自信與企業(yè)并購的關(guān)系，并得出相似的結(jié)果。總體而言，國外研究發(fā)現(xiàn)，管理者愈過度自信，愈有可能實施并購，特別是實施多元化并購;但過度自信的管理者所實施的并購帶來的市場回報要低于非過度自信的管理者帶來的市場回報。

目前，國內(nèi)關(guān)于管理者過度自信與企業(yè)并購的相關(guān)研究并不多。謝海東(2006)認為，高管人員的過度自信可以部分解釋我國上市公司并購事件頻發(fā)和并購績效低下的原因。吳超鵬、吳世農(nóng)和鄭方鑣(2008)實證檢驗結(jié)果表明，當過度自信的管理者具有學習能力時，連續(xù)并購績效的變化方向?qū)⑷Q于過度自信效應和學習效應何者占優(yōu)。姜付秀、張敏、陸正飛和陳才東(2009)以2002—2005年間上市公司為研究對象，對管理者過度自信與企業(yè)擴張的關(guān)系及其對財務(wù)困境的影響進行了研究，結(jié)論表明管理者過度自信與外部擴張(并購)之間的關(guān)系并不顯著。

由此可見，國內(nèi)外已有文獻主要基于心理學理論和并購理論對管理者過度自信與企業(yè)并購決策、并購績效的關(guān)系進行研究，并提出了各種指標來衡量過度自信這一管理者非理性特征。因采用了不同的樣本區(qū)間和數(shù)據(jù)并考慮了不同的研究角度，豐富了這一領(lǐng)域的研究內(nèi)容。本文將根據(jù)已有的研究成果進行研究設(shè)計，并考慮我國股權(quán)分置改革這一特殊制度影響因素，綜合并購交易、企業(yè)財務(wù)以及公司治理三方面數(shù)據(jù)，對管理者過度自信與并購決策、并購績效進行實證研究，嘗試給出更符合我國資本市場實際的結(jié)論。

三、研究設(shè)計

(一)研究假設(shè)

朗杰(Langer，1975)、溫斯汀(Weinstein，1980)、埃里克和格羅茲(Alicke and Klotz，1995)的研究表明，高管人員通常比普通員工表現(xiàn)出更顯著的過度自信。莫曼迪和泰特(Malmendie and Tate，2008)的研究表明，當企業(yè)存在豐裕的內(nèi)部現(xiàn)金流時，過度自信的管理者更易實施并購活動。由于我國企業(yè)管理者特別是民營企業(yè)的高層管理者，對企業(yè)決策的影響力顯著，本文認為我國企業(yè)管理者存在過度自信的心理特征，并由于過高估計自身管理能力而實施并購決策。因此，本文提出以下待檢驗的研究假設(shè)：

H1：管理者過度自信與否會影響企業(yè)并購決策的選擇

喬爾和薩克(Goel and Thakor，2008)通過構(gòu)建理論模型分析了管理者過度自信與公司治理的關(guān)系。他們的研究表明：公司治理水平較高的企業(yè)，會通過解雇等措施控制管理者的過度自信行為加劇，以保護公司股東的利益。但我國的公司治理水平受企業(yè)內(nèi)部治理結(jié)構(gòu)尚不健全、經(jīng)理人市場未真正形成等因素影響普遍較低，企業(yè)對管理者的過度自信行為缺乏有效約束機制，可能導致管理者實施更多的并購行為。因此，本文提出以下待檢驗的研究假設(shè)：

H2：在管理者過度自信既定的前提下，治理水平較低的企業(yè)更易實施并購行為。

莫曼迪和泰特(Malmendier and Tate，2008)認為，市場對并購公告的反應是一種對并購財富創(chuàng)造與否更直接的反應，市場反應能夠合理反映并購價值的變化。他們研究發(fā)現(xiàn)，市場投資者對于過度自信的管理者做出的并購行為表現(xiàn)出更為顯著的消極反應，市場累計超額收益為負。謝海東(2006)也認為高管人員的過度自信可以解釋我國上市公司并購事件頻發(fā)和并購績效低下的原因。因此，本文提出如下假設(shè)：

H3：與理性管理者相比，過度自信的管理者所實施的并購行為的市場反應更消極，即并購績效更差。

同時，考慮并購公告披露并購具體原因有可能使并購市場形成分離均衡，使市場反應成為并購績效更真實的度量，本文進一步假定并購相對規(guī)模與并購績效存在負相關(guān)關(guān)系。并購相對規(guī)模，是指并購交易額與公司總資產(chǎn)的比值;交易額是收購公司支付給目標公司的并購成本，支付愈多，則公司資源動用愈多，進一步影響到收購公司并購后的績效提高;同時，交易價格也反映了收購公司管理者的議價能力。羅爾(Roll，1986)認為過度自信的管理者可能對目標公司過度支付，而導致并購績效低下。因此，本文進一步提出如下假設(shè)：

H3a：在管理者過度自信既定的前提下，并購公告披露了具體并購原因的情況，并購績效下降更為顯著。

H3b：在管理者過度自信既定的前提下，并購相對規(guī)模愈大的并購活動，其并購績效愈差。

(二)樣本選取

本研究的樣本來自滬深兩市2002—2008年間的上市公司，并以股權(quán)分置改革是否實現(xiàn)進行分類。同時，本文進行了行業(yè)性質(zhì)和交易狀態(tài)的選擇：(1)由于金融類企業(yè)并購行為通常受到較強的管制，因此剔除了金融保險業(yè)的樣本數(shù)據(jù); (2)剔除ST、PT以及退市的公司樣本;同時收集了樣本公司在2002—2008年間的并購數(shù)據(jù)，剔除其中屬于關(guān)聯(lián)交易的并購事件，并通過將每家企業(yè)在同一年度的并購事件進行合并，共得到322個觀測值。同時，在匹配公司治理和財務(wù)數(shù)據(jù)的過程中，剔除財務(wù)數(shù)據(jù)缺失以及公司最終控制人不能識別的事件，最終得到有效觀測值283個。

本文的并購數(shù)據(jù)以及公司治理、財務(wù)指標等數(shù)據(jù)來源于CCER數(shù)據(jù)庫和Wind數(shù)據(jù)庫。

(三)變量界定

1.過度自信的度量

過度自信是一種心理特征，因而很難找到精確的代理變量來度量管理者是否過度自信。最近幾年的實證檢驗中，主要使用以下幾種指標來度量管理者過度自信：(1)企業(yè)的歷史業(yè)績(Hayward and Hambrick，1997);(2)主流媒體對CEO的評價(Hayward and Hambrick，1997;Brown and Sarma，2007);(3)CEO持股狀況(Malmendier and Tate，2005，2008;郝穎等，2005);(4)企業(yè)盈利預測偏差(Lin et al.，2005);(5)CEO實施并購的頻率(Doukas and Petmezas，2006);(6)CEO的相對薪酬(Hayward and Hambrick，1997)。

鑒于我國股票市場的特殊情況以及數(shù)據(jù)的可獲得性，本文選擇以下兩種方法來衡量管理者過度自信。第一種方法是借鑒道卡斯和彼密澤西(Doukas and Petmezas，2006)衡量管理者過度自信的方法。他們定義在3年內(nèi)實施并購活動5次或以上者為過度自信的管理者。管理者實施并購的頻率是一種直接測量管理者過度自信的方法。正如希頓(Heaton，2002)曾指出的，過度自信的管理者由于對公司前景過分樂觀，所以在短期內(nèi)實施更多的并購活動。與帝國建造者不同，過度自信的管理者總是認為連續(xù)并購活動的實施是符合股東利益的。道卡斯和彼密澤西(Doukas and Petmezas，2006)認為這種測量管理者過度自信的方法，其主要邏輯框架與投資者過度自信模型(Odean，1998)相似——過度自信的投資者進行更多的股票交易。使用并購頻率來衡量管理者過度自信的另一個理論根據(jù)，源于喬爾和薩克(Goel and Thakor，2002)的研究成果——過度自信者通過多次參與比賽來提高比賽獲勝的機會，類似的，收購方通過進行頻繁的并購來增加并購成功的可能性。

第二種方法是使用高管薪酬的相對比例來衡量管理者過度自信。黑華德和漢布里克(Hayward and Hambrick，1997)的研究表明，相對于公司內(nèi)其他管理者，CEO的薪酬越高，CEO的地位越重要，同時也越容易過度自信。布朗和薩摩(Brown and Sarma，2007)也認為管理者薪酬越高，其控制力越強?？紤]數(shù)據(jù)獲得的有效性，本文借鑒姜付秀等(2009)所使用的“薪酬最高的前三名高管薪酬之和/所有高管的薪酬之和”來表示高管薪酬的相對比值，并且認為該指標能夠在一定程度反映出最高管理者(前三位高管組成的管理團隊)，在整個管理團隊中的重要性——該比例越大，說明管理者越有可能表現(xiàn)出過度自信的心理偏差。

2.并購決策與并購績效的度量

本文以并購交易金額以及并購公告是否披露原因作為并購決策的測量指標。并購交易金額(lnP)是年度內(nèi)所有已實現(xiàn)的并購交易金額總值的自然對數(shù)。并購公告是否披露并購的具體原因被定義為虛擬變量Inf，如果并購公告披露了交易的具體原因取值1，否則取0。本文使用事件研究法來研究并購績效(Perf)，通過計算累計超額收益率CARs作為衡量并購績效的指標。

3.公司治理水平的度量

本文使用董事長與總經(jīng)理的兩職設(shè)置狀況(CEO.topdir)、董事會規(guī)模(Boardsize)、獨立董事比例(INDratio)、最終控制人類型(FCR)、Z指數(shù)(Z)、薪酬與考核委員會(Comm)、高管人員持股總數(shù)比例(Hold)來測量公司的治理水平。

本文重點考察了公司治理機制中的董事會狀況(Denis and McConnell，2003)，即董事長與總經(jīng)理的兩職設(shè)置狀況(CEO.topdir)、董事會規(guī)模(Boardsize)以及獨立董事比例(INDratio)①Denis和McConnell(2003)認為董事會作為公司治理的內(nèi)部機制應包括董事會規(guī)模、外部董事比例以及CEO與董事長是否同一人擔任。本文認為獨立董事，即無關(guān)聯(lián)關(guān)系的外部董事，其獨立性和專業(yè)性，更能體現(xiàn)公司治理機制的有效性和合理性。因此，本文選取獨立董事比例，即獨立董事占董事會成員的比例，作為董事會的代表變量之一。。同時考慮最終控制人類型(FCR)對公司治理水平的影響。白重恩等(2005)指出，是否國有控股是公司治理水平的重要影響因素。Z指數(shù)(Z)是指公司第一大股東與第二大股東持股比例的比值;Z指數(shù)越大，第一大股東與第二大股東的力量差異越大，第一大股東的優(yōu)勢越明顯，因此Z指數(shù)能夠更好地界定第一大股東對公司的控制能力。本文進一步考慮了高管持股與薪酬對公司治理水平的影響。薪酬與考核委員會(Comm)為虛擬變量。薪酬與考核委員會的主要職責是研究董事與經(jīng)理人員考核的標準，研究和審查董事、高級管理人員的薪酬政策與方案。高管人員持股比例(Hold)是指年末公司除董事、監(jiān)事以外的其他高級管理人員所持有的股票總數(shù)占總股本的比例。

表1 公司治理水平綜合指標——主成分分析結(jié)果

本文借鑒白重恩等(2005)的方法，使用主成分分析法構(gòu)建公司治理水平綜合指標(G指標)，作為反映樣本公司實施并購當年的公司治理水平的代表變量。表1報告了在各主成分上的載荷系數(shù)，三個主成分的累積貢獻率為62.36%。通過以各主成分的貢獻率為權(quán)重進行加權(quán)，得到公司治理水平綜合指標G。樣本公司治理水平綜合指標的均值為1.754，最小值為-47.982，最大值為7.977。

4.財務(wù)狀況以及并購相對規(guī)模的度量

本文選取規(guī)模、凈資產(chǎn)收益率、托賓Q值、內(nèi)部資源來測量公司的財務(wù)狀況。

規(guī)模(Size)通常被用于衡量規(guī)模經(jīng)濟和市場勢力的指標。莫曼迪和泰特(Malmendier and Tate，2008)假設(shè)公司規(guī)模與并購決策相關(guān)。本文以收購公司總資產(chǎn)的自然對數(shù)［Ln(asset)］來衡量公司規(guī)模。內(nèi)部資源(CF)指內(nèi)部現(xiàn)金流，并使用經(jīng)營活動產(chǎn)生的現(xiàn)金流量凈額與總資產(chǎn)的比例作為測算指標。莫曼迪和泰特(Malmendier and Tate，2008)指出，可以使用KZ指數(shù)①KZit=-1.001909*CFit/Kit-1+0.2826389*Qit+3.139193*Levit-39.3678*Divit/Kit-1-1.314759*Cit/Kit-1其中，CF/K為現(xiàn)金流與總資產(chǎn)的比例;Lev為債務(wù)比率;Div/K指股息與總資產(chǎn)的比例;C/K為現(xiàn)金持有量與總資產(chǎn)的比例;Q指托賓Q值。本文將使用KZ指數(shù)進行穩(wěn)健性檢驗。來測量內(nèi)部資源。本文將使用KZ指數(shù)進行穩(wěn)健性檢驗。并購相對規(guī)模(Ms)是指企業(yè)并購中的交易金額與企業(yè)總資產(chǎn)的比值。本文假定并購相對規(guī)模愈大的并購活動，愈有可能是過度自信的管理者對目標公司進行了過度支付的結(jié)果，因而并購績效較差。

由于本研究包括2002—2008年的樣本，屬于獨立混合橫截面數(shù)據(jù)，具有跨行業(yè)和跨時期的特征，所以本文還考慮股權(quán)分置改革、行業(yè)特征和時間差異對企業(yè)并購的可能影響。股權(quán)分置改革是否實現(xiàn)(Ref)為虛擬變量，如果企業(yè)完成股權(quán)分置改革取值1，否則取0。行業(yè)特征用行業(yè)虛擬變量(Industry)來表示;按照國家統(tǒng)計局編制的行業(yè)劃分標準，共得到7個行業(yè)虛擬變量(IM、IE、IF、IC、IH、IJ和IK)。時間差異用年度虛擬變量(Year)來表示;以2002年為基準年，共得到7個年度虛擬變量(Y1、Y2、Y3、Y4、Y5、Y6、Y7)。

四、實證檢驗

(一)管理者過度自信與并購決策

本文根據(jù)研究設(shè)計中樣本的選取原則，共獲得283個觀測值，涉及232家上市公司。表2統(tǒng)計了并購頻率(Con1)和高管薪酬的相對比例(Con2)兩種方法所衡量的變量之間的spearman相關(guān)系數(shù)。從表中列示的結(jié)果可見，二者的spearman相關(guān)系數(shù)為0.612，在1%水平顯著。這表明兩個變量之間存在顯著的正相關(guān)關(guān)系，說明這兩個變量的設(shè)置比較合理。

表2 管理者過度自信變量的描述性統(tǒng)計

本文借鑒道卡斯和彼密澤西(Doukas and Petmezas，2006)衡量管理者過度自信的方法，將3年內(nèi)實施并購活動5次或以上的企業(yè)管理者定義為過度自信的管理者。并且，將高管薪酬的相對比例按照中位數(shù)進行分組，該變量大于中位數(shù)取1，其余取0;其中，有95個觀測值在使用兩種不同的測量方法分組后都取值為1，表現(xiàn)出過度自信的特征。

表3 模型回歸結(jié)果(一)

表4 模型回歸結(jié)果(二)

表3報告了管理過度自信與并購決策的多元回歸結(jié)果。本文在模型設(shè)定中將股權(quán)分置改革是否實現(xiàn)(Ref)、公司治理綜合指標(G)等衡量指標作為控制變量，并假定管理者以公司股東財富最大化為目標，管理者實施并購而致使股東財富受損的主要原因，不是委托代理問題而是管理者過度自信的心理特征造成的。模型1、模型2和模型3的設(shè)立是為了檢驗本文提出的研究假設(shè)H1和H2。檢驗管理者過度自信與并購決策的關(guān)系：模型1檢驗管理者過度自信是否影響企業(yè)的并購決策;而模型2、模型3則在管理者過度自信既定的前提下，檢驗公司治理水平與并購決策的關(guān)系，模型3在模型2的基礎(chǔ)上增加了代表財務(wù)狀況、行業(yè)以及年度的控制變量。

表4的模型是基于表3的回歸結(jié)果。將公司治理綜合指標分解為董事長與總經(jīng)理的兩職設(shè)置狀況(CEO.topdir)、董事會規(guī)模(Boardsize)、獨立董事比例(INDratio)、最終控制人類型(FCR)、Z指數(shù)(Z)、薪酬與考核委員會(Comm)、高管人員持股總數(shù)比例(Hold)7個代表變量，來考察管理者過度自信既定的前提下，不同的公司治理機制對并購決策是否實施的可能影響。本文選取管理者為過度自信(Con1=1)的子樣本作為模型4的分析數(shù)據(jù)。

綜合表3和表4的模型回歸結(jié)果，可以得出以下結(jié)論：

(1)管理者過度自信與并購決策呈顯著正相關(guān)關(guān)系。同時，股權(quán)分置改革是否實現(xiàn)(Ref)與并購決策呈現(xiàn)顯著負相關(guān)關(guān)系。這一結(jié)果表明：在管理者過度自信既定的前提下，尚未實現(xiàn)股權(quán)分置改革的企業(yè)，更傾向于實施并購決策。鄭志剛等(2007)認為，股權(quán)分置改革的完成將為公司治理的改善創(chuàng)造條件。因此，完成了股權(quán)分置改革的公司，其公司治理水平相對較高，管理者過度自信的行為受到有效控制，而不會輕易實施并購決策。

(2)公司治理綜合指標(G)與并購決策呈顯著負相關(guān)關(guān)系。公司第一大股東與第二大股東持股比例的比值(Z指數(shù))與并購決策呈現(xiàn)顯著負相關(guān)關(guān)系。Z指數(shù)越高越能夠較好地界定第一大股東對公司的控制能力。如果公司最大股東的持股比例顯著高于其他股東，那么他會對公司運作以及股價的市場表現(xiàn)有很大影響。考慮大股東持股比例的增加，會提高大股東監(jiān)督管理者的積極性，能夠消除管理者監(jiān)管過程中小股東“搭便車”的問題，從而制約管理者的代理行為。但隨著第一大股東持股比例的增加，也會增加大股東挪用公司資源的可能性，即大股東持股比例在公司治理機制中存在U型效應。同時，參看表1“公司治理水平綜合指標——主成分分析結(jié)果”，可以得出：Z指數(shù)愈大，公司治理水平愈低，而過度自信的管理者實施并購決策的可能性愈大。

獨立董事比例(INDratio)與并購決策呈現(xiàn)顯著負相關(guān)關(guān)系。即管理者過度自信既定的前提下，獨立董事比例越低，企業(yè)更傾向于實施并購決策。荷梅林和韋西芭翠(Hermalin and Weisbach，2003)歸納指出，較高的外部董事比例與較好的公司決策相關(guān)，如并購、管理者薪酬等決策。獨立董事制度的設(shè)立，具有監(jiān)督、制衡的作用。能夠降低代理成本，提高管理效率，同時，也是董事會內(nèi)部職能分化的結(jié)果。2001年8月，我國為進一步完善上市公司治理結(jié)構(gòu)，促進上市公司規(guī)范運作，制定了《關(guān)于在上市公司建立獨立董事制度的指導意見》，要求所有上市公司必須按照《意見》規(guī)定，建立獨立董事制度。

公司治理機制中董事會規(guī)模(Boardsize)等其他代表變量與并購決策不存在統(tǒng)計上的顯著相關(guān)關(guān)系。

(3)內(nèi)部現(xiàn)金流與并購決策呈現(xiàn)顯著的正相關(guān)關(guān)系。表明我國企業(yè)高管人員在具有豐富的內(nèi)部可動用資源情況下，過度自信者更輕易實施并購活動。詹森(Jensen，1986)曾提出“自由現(xiàn)金流假說”，以解釋當時大量出現(xiàn)的杠桿收購行為。該理論認為，由于閑置現(xiàn)金流量的存在，管理者不希望把自由現(xiàn)金流量支付給股東而減少管理者所控制的資源量，因此管理者就會實施并購。莫曼迪和泰特(Malmendier and Tate，2008)通過實證研究，表明過度自信的管理者更傾向于使用公司內(nèi)部資源來進行并購。模型3中，凈資產(chǎn)收益率(ROE)與并購決策負相關(guān)。一般來說，高凈資產(chǎn)收益率能夠提高并購決策實施的可能性，但高凈資產(chǎn)收益率不能說明企業(yè)具有足夠的現(xiàn)金流用于并購活動。本文將在穩(wěn)健性檢驗中使用KZ指數(shù)來度量公司的內(nèi)部資源狀況。

從模型回歸結(jié)果可知，模型1—4在統(tǒng)計上顯著(F值在1%上顯著)，且模型的方差擴大因子(VIF)的數(shù)值均小于2，表明解釋變量之間都不存在多重共線性問題。同時，4個模型的DW值都接近于2，表明模型都不存在自相關(guān)性。因此，模型組能較好地解釋并購決策與管理者過度自信的關(guān)系。

(二)管理者過度自信與并購績效

本文根據(jù)研究設(shè)計中提出的對并購績效的度量方法，并按照以下具體原則進行樣本選?。?1)同一公司同一年度內(nèi)發(fā)生多次并購，若并購公告期間隔小于3個月，或者多次并購的交易內(nèi)容有重大關(guān)聯(lián)，則只取一次;(2)并購公告日前后5個交易日內(nèi)，公司沒有發(fā)生其他可能影響股價波動的重大事件(如公布年報，發(fā)放股利等)。通過上述樣本選取，最后得到263個觀測值，涉及228家上市公司。

本文在模型設(shè)定時，假定股票市場的投資者都是理性的，能夠鑒別過度自信的管理者和理性管理者，能夠評判并購活動對公司價值的影響，并對此做出合理反應。據(jù)此，本文以我國股票市場對公司并購做出的反應，作為并購績效的測量指標，并使用事件研究法進行分析(事件研究法是以市場有效性為假設(shè)前提的)。鑒于我國股票市場漲跌幅限制的有關(guān)規(guī)定，選取并購公告日前后各10天(［-5，5］)為事件窗口，并以上證綜合指數(shù)在事件窗口內(nèi)的收益率為預期收益率E(R)，計算事件窗口內(nèi)的累計超常收益率CAR，作為衡量并購績效的指標。進一步地，本文假定收購公司與目標公司的管理者都充分了解雙方公司的信息，這就排除了收購公司管理者因為信息不對稱而導致錯誤估價的可能。并且，收購公司的管理者能夠在零成本的前提下確定并購目標和評估目標公司的價值(由于信息不對稱，目標公司的篩選和評估是有成本的)。

表5報告了管理者過度自信與并購績效的多元回歸結(jié)果。模型5、模型6和模型7是為了檢驗管理者過度自信與并購績效的關(guān)系，主要針對本文提出的研究假設(shè)H3而構(gòu)建的。模型6在模型5的基礎(chǔ)上，加入代表并購信息的虛擬變量以及并購相對規(guī)模變量，模型7進一步增加了行業(yè)以及年度的控制變量。

由表5模型回歸結(jié)果，可以得出以下結(jié)論：

(1)管理者過度自信與并購績效呈顯著負相關(guān)關(guān)系。這一結(jié)果與莫曼迪和泰特(Malmendier and Tate，2008)的研究結(jié)論一致。他們的研究表明，證券市場會對過度自信的管理者的公司并購行為做出消極反應，市場累計超額收益為負，即并購績效較差。過度自信的管理者一般傾向于高估投資收益而低估風險，亦即高估目標公司的并購價值，而低估并購毀損公司價值的可能性。市場能夠合理地反映并購后公司價值的變化，并對過度自信管理者的并購行為表現(xiàn)出更為顯著的消極反應，驗證了本文的假設(shè)H3。

表5 模型回歸結(jié)果(三)

(2)公司并購公告披露具體原因(虛擬變量Inf)與并購績效顯著負相關(guān)，這一結(jié)果表明本文假設(shè)H3a通過檢驗。莫曼迪和泰特(Malmendier and Tate，2008)曾指出，市場對并購公告的反應是一種對并購財富創(chuàng)造更直接的反應，市場反應能夠合理反映并購價值的變化。本文認為過度自信的管理者由于對自身判斷力的充分肯定，因而更易于披露并購交易的原因。在市場投資者理性假定下，市場會從并購交易原因中鑒別過度自信的管理者行為，并做出更為顯著的消極反應。

(3)公司并購相對規(guī)模與并購績效負相關(guān)，但統(tǒng)計上不顯著。從模型回歸結(jié)果可知，模型5—7在統(tǒng)計上顯著(F值在1%上顯著)，且模型7的擬合優(yōu)度最好。同時，3個模型不存在自相關(guān)性，解釋變量之間也不存在多重共線性問題。因此，模型組能較好地解釋并購績效與管理者過度自信的關(guān)系。

(三)穩(wěn)健性檢驗

本文已對并購頻率(Con1)與高管薪酬的相對比例(Con2)的相關(guān)性做出檢驗(見表2);現(xiàn)采用Mann-Whitney U非參數(shù)檢驗方法，進一步分析管理者過度自信與并購決策、并購績效的關(guān)系，并對研究模型中的控制變量進行穩(wěn)健性檢驗，以驗證上文的研究結(jié)論是否會因指標衡量方法不同而變化。分組標志變量為Con2，待檢驗變量為lnP和Perf，具體結(jié)果如表6所示。

表6 Mann-Whitney U檢驗結(jié)果

表6檢驗結(jié)果第一行表明，Z值為-5.272，計算得出的p值(0.000)小于顯著水平0.01，因而可以認為過度自信的管理者與理性管理者的并購決策樣本存在顯著差異，與本文的研究假設(shè)H1相一致。而檢驗結(jié)果第二行表明，Z值為-6.886，計算得出的p值(0.000)小于顯著水平0.01，因而可以認為過度自信的管理者與理性管理者的并購績效樣本存在顯著差異。

本文以模型2和模型3為基礎(chǔ)，檢驗內(nèi)部資源的不同衡量變量對并購決策的影響：使用KZ指數(shù)(KZ)替換內(nèi)部現(xiàn)金流(CF)作為衡量企業(yè)內(nèi)部資源的變量。管理者過度自信的度量變量為Con2，同時模型中的其他變量保持不變。模型檢驗結(jié)果與表3中報告的結(jié)果相類似：管理者過度自信(Con2)與并購決策顯著正相關(guān);KZ指數(shù)(KZ)與并購決策呈現(xiàn)顯著正相關(guān)性。

本文又以模型6和模型7為基礎(chǔ)，管理者過度自信的度量變量為Con2，同時模型中的其他變量保持不變。檢驗結(jié)果與表5中報告的結(jié)果相類似：管理者過度自信(Con2)與并購績效呈顯著負相關(guān)關(guān)系，公司并購公告披露具體原因(Inf)與并購績效負相關(guān)，公司并購相對規(guī)模與并購績效呈現(xiàn)負相關(guān)關(guān)系。限于篇幅，本文未能詳細報告上述回歸結(jié)果。

五、結(jié)語

本文以滬深兩市2002—2008年間發(fā)生并購交易的上市公司為實證研究樣本，使用事件研究法對并購績效進行分析。在實證檢驗中使用主成分分析、方差分析(ANOVA分析)、相關(guān)性分析(Spearman檢驗)，以及多元線性回歸分析等方法，并對回歸模型進行了多重共線性檢驗(VIF法)和自相關(guān)檢驗(DW檢驗)，最后通過非參數(shù)檢驗(Mann-Whitney U檢驗)等方法對模型的穩(wěn)健性進行驗證。

本文實證檢驗結(jié)果表明：

(1)管理者過度自信與并購決策存在顯著的正相關(guān)關(guān)系，并且公司治理水平與并購決策存在相關(guān)性;股權(quán)分置改革是否實現(xiàn)(Ref)與并購決策呈現(xiàn)顯著負相關(guān)關(guān)系;公司第一大股東與第二大股東持股比例的比值(Z指數(shù))與并購決策負相關(guān);獨立董事比例(INDratio)與并購決策呈現(xiàn)顯著負相關(guān)關(guān)系。同時，內(nèi)部現(xiàn)金流與并購決策呈現(xiàn)顯著的正相關(guān)關(guān)系。

(2)管理者過度自信與并購績效存在顯著的負相關(guān)關(guān)系;并購公告披露具體原因虛擬變量與并購績效顯著負相關(guān)。

上述研究結(jié)論都通過了穩(wěn)健性檢驗，不會由于變量的衡量方法不同而顯著改變——本文在變量選取的過程中，使用兩種不同的方法對管理者過度自信以及企業(yè)內(nèi)部資源等指標進行了測量。

本文盡可能客觀地對管理者過度自信與企業(yè)并購的研究文獻進行了梳理，力求形成一個統(tǒng)一而完備的理論研究框架;并結(jié)合國內(nèi)外實證研究觀點，考慮我國現(xiàn)階段企業(yè)發(fā)展的主要特點(股權(quán)分置改革的實施、獨立董事的設(shè)立等問題)，使用盡可能完備的實證分析流程(參數(shù)估計和模型檢驗等方法)，對管理者過度自信與并購決策、并購績效的關(guān)系進行了探索性研究。但受限于數(shù)據(jù)獲取途徑等因素，本文主要考察管理者過度自信這一心理偏差對企業(yè)并購行為的影響。對于管理者其他類型的心理偏差與企業(yè)并購的關(guān)系，本文并未做出實證，這將成為后續(xù)的研究方向——從管理者的心理偏差、外部特征以及企業(yè)文化等方面進行分析，探討企業(yè)并購的影響因素。

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【責任編輯：許玉蘭;責任校對：許玉蘭，楊海文】

F279.21/F272.91

A

1000-9639(2010)05-0192-10

2010—04—16

國家自然科學基金項目(70972074);廣東省自然科學基金項目(8151027501000039);教育部青年項目“公司內(nèi)部治理機制與控制權(quán)轉(zhuǎn)移效率研究”

李善民(1963—)，男，四川巴中人，管理學博士，中山大學管理學院教授、博士生導師;

陳文婷(1985—)，女，廣東惠州人，中山大學管理學院博士研究生。