章細貞，何琳

（中南大學商學院，湖南長沙，410083）

一、問題的提出

從19世紀末開始，全球陸續(xù)涌現(xiàn)了5次企業(yè)并購浪潮。企業(yè)熱衷于通過并購來實現(xiàn)企業(yè)的成長，但是根據并購的歷史數據來看，企業(yè)并購的成功率并不高。美國《商業(yè)周刊》雜志(1999年)的研究結果表明：大部分的企業(yè)并購都不能給企業(yè)帶來正的經濟效益。Dann和Mikkelson甚至得出并購會給兼并方帶來損失的結論[1]。就我國的情況來看，隨著有關上市公司資產重組和股權收購法律法規(guī)的健全和完善，我國資本市場上的國內收購兼并活動日趨活躍，海外并購案例逐年增加，并購金額也逐年攀升。根據張新等的研究，我國上市公司的并購活動總體上是損害企業(yè)價值的[2]。傳統(tǒng)的經濟學理論建立在管理者理性的假設基礎之上，不能對上述現(xiàn)象做出合理的解釋，即為何企業(yè)并購總體上表現(xiàn)為低效率的特點，但管理者們還對并購樂此不疲呢？近年來，學者們開始從管理者的個人行為特質即管理者普遍存在過度自信心理的角度對企業(yè)并購決策研究進行補充和完善。研究者認為管理者由于過度自信的心理特征，會對自身能力和企業(yè)實力進行過高估計，容易高估并購行為成功的可能性，從而做出非理性的并購決策。

另一方面，在我國上市公司治理結構安排中，股東會、董事會、監(jiān)事會直接和間接地具有監(jiān)督企業(yè)管理者經營決策的責任，并應對管理者的非理性決策進行制衡和糾正。如吳敬璉將公司治理結構定義為：“所謂公司治理結構，是指由所有者、董事會和高級執(zhí)行人員（即高級經理人員）三者組成的一種組織結構。在這種結構中，上述三者之間形成一定的制衡關系?！盵3]因此，上市公司治理主體對決策過程的干預能起到降低管理者決策的自由程度、抑制管理者過度自信效應，并進而降低因過度自信而引起的非理性并購行為發(fā)生的作用。

針對以上研究背景，本文以我國深滬兩市2008—2010年發(fā)表了盈利預測的上市公司作為研究樣本，以樣本期間內至少有一次盈利預測超過實際盈利水平作為管理者過度自信的替代變量，實證檢驗了上市公司股東會、董事會和監(jiān)事會治理對管理者過度自信的抑制效應以及管理者過度自信對并購決策的影響，并進一步考察了公司治理結構與企業(yè)并購行為的間接影響作用。

二、理論分析

現(xiàn)代行為公司金融理論認為管理者決策的偏差并不僅僅是代理問題所產生的，更主要的原因在于管理者的過度自信。近年來的心理學相關研究表明，人們普遍存在過度自信心理。Roll提出“狂妄自大”假說(Hubris Hypothesis)來解釋管理者的非理性并購行為，成為過度自信理論的奠基者。他認為管理者出于對自身能力和企業(yè)實力的過高估計，傾向于對目標公司過度支付，從而導致并購的績效低下[4]。Cooper年對美國的企業(yè)家進行的調查顯示，參與調查的企業(yè)家認為別人的企業(yè)成功的可能性只有59%，而認為自己成功的概率則達到81%。而后續(xù)的跟蹤研究表明，這些被調查的企業(yè)中高達 66%的企業(yè)以失敗告終[5]，即這些被調查的企業(yè)家普遍存在著過度自信的心理。Heaton發(fā)表的論文則論述了企業(yè)在不同的自由現(xiàn)金流的情況下管理者的過度自信分別表現(xiàn)為過度投資和投資不足[6]。Malmendier和Tate在Roll和Heaton研究的基礎上，首次運用實證方法研究管理者過度自信，通過對1980—1984年福布斯500家公司進行考察，發(fā)現(xiàn)管理者過度自信與企業(yè)并購顯著正相關，過度自信的管理者比理性管理者會更頻繁的實施并購活動，而且相比于理性的CEO，過度自信的CEO更可能實施破壞價值的收購活動[7]。Doukas和Petmezas的研究表明，管理者越過度自信，越容易實施并購，特別是多元化的并購；在并購效益上，過度自信的管理者所實施的并購效益要低于非過度自信管理者所實施的并購[8]。在關于中國企業(yè)管理者的過度自信行為的研究中，Lee和Yates發(fā)現(xiàn)，由于文化的差異，中國的管理者比美國的管理者更過度自信[9]。

在國內，郝穎、劉星等以樣本期內高管增持企業(yè)股票作為管理者過度自信的替代變量實證檢驗了我國上市公司高管人員過度自信與企業(yè)投資決策的關系，得出高管人員的過度自信行為與企業(yè)的投資水平顯著正相關的結論[10]。史永東、朱廣印以相對薪酬作為管理者過度自信地衡量變量，實證研究結果也表明管理者過度自信顯著地影響了企業(yè)的并購[11]。

過度自信的企業(yè)管理者出于對自身能力的過高估計，往往會高估并購的協(xié)同效益和規(guī)模效益，低估并購企業(yè)不能很好整合的風險并且認為外部投資者低估了企業(yè)的價值，導致過度并購行為的發(fā)生。基于上述研究背景，提出如下假設：

H1：上市公司管理者的過度自信與企業(yè)的并購行為正相關。

管理者由于過度自信會推動績效低下并購行為的發(fā)生，但良好的公司治理結構通過降低管理者決策的自由性，能對管理者的決策偏差起到監(jiān)督和糾正的作用。上市公司治理結構包括股東會治理、董事會治理和監(jiān)事會治理。股東是上市公司的所有者，其對上市公司的所有權通過所擁有的股票來體現(xiàn)。如果上市公司股票集中程度越高，公司業(yè)績與大股東的利益相關程度越高，大股東干預和監(jiān)督管理者的非理性決策的內在驅動力就越強。而且在這種情況下，大股東對于管理者決策的影響程度也就越大，管理者過度自信行為因此能夠得到抑制。周杰、薛有志的研究就得出大股東干預能夠抑制管理者過度自信心理，從而可以降低管理者出現(xiàn)過度自信的可能性或過度自信程度的結論[12]。基于以上，提出以下假設：

H2a：上市公司股權集中程度與管理者過度自信負相關。

上市公司董事會治理對管理者過度自信的影響體現(xiàn)在兩方面：一方面為上市公司的獨立董事制度。獨立董事的設置，就是為了讓與企業(yè)或企業(yè)經營管理者沒有重要的業(yè)務聯(lián)系或專業(yè)聯(lián)系、并能夠對企業(yè)事務做出獨立判斷的董事對企業(yè)管理者的經營決策進行約束和制衡，從而及時對管理者的不當決策進行糾正。獨立性越高的董事會對于管理者決策所起到的監(jiān)督和約束作用越強，管理者由于過度自信行為就會越及時地得到監(jiān)督和糾正。如 Richardson(2006)使用 1988—2002年美國上市公司的數據實證研究表明，企業(yè)的治理結構能夠有效減少過度投資，具有獨立董事的大公司的管理者進行過度投資的可能性更小。

董事會治理對管理者過度自信影響的另一方面通過上市公司的董事長和總經理是否兼任來體現(xiàn)。委托代理理論認為，上市公司董事長和總經理兼任不利于維護董事會的獨立性和對管理者監(jiān)督的有效性，因此董事長和總經理兩權合一會降低對管理者的監(jiān)控，不利于抑制管理者過度自信的非理性行為。基于以上，本文提出假設：

H2b：上市公司董事會的獨立董事所占比例與管理者過度自信負相關；董事長與總經理兼任與過度自信正相關。

此外，上市公司的監(jiān)事會負有對公司董事、管理者的工作進行監(jiān)督的責任，當管理者的行為損害到公司的利益時，監(jiān)事會有權要求管理者予以改正，因此，有效的監(jiān)事會也能起到抑制管理者過度自信的作用。監(jiān)事會會議次數占股東會、董事會、監(jiān)事會會議次數之和的比例越高，說明上市公司的監(jiān)事越傾向于監(jiān)督和干預管理者的經營管理決策。國內學者關于監(jiān)事會治理對管理者過度自信影響的研究很少有人涉及，本文在這方面進行初步嘗試?；诖?，提出以下假設：

H2c：上市公司監(jiān)事會會議次數占股東會、董事會、監(jiān)事會會議次數之和的比例與管理者過度自信負相關。

上述研究假設可以表述為圖1所示的概念模型。

圖1 概念模型

三、研究設計

(一)樣本和數據

本文的樣本來自滬、深A股市場在2008年—2010年發(fā)布了盈利預測的上市公司，考慮到ST、PT公司的經營狀況異常，而金融保險類公司的并購行為通常受到較強的政府監(jiān)管因此這類公司的并購行為與其他企業(yè)不具備可比性，所以本文在選擇樣本時剔除了ST、PT和金融保險類的上市公司。在上述樣本的基礎上，本文還剔除并購不成功和數據缺失的樣本，最后收集到1 736個樣本數據，涉及到967家上市公司。

本文的樣本數據均來源于國泰安數據庫中公司研究系列數據庫數據和各公司的季度、年度財務報表。其中樣本公司的并購數據和公司治理數據分別來源于《中國上市公司并購重組研究數據庫》《中國上市公司關聯(lián)交易研究數據庫》和《中國上市公司治理結構研究數據庫》，過度自信的數據根據上市公司的盈利預測和公司發(fā)布的對應期間的財務報表手工收集整理得到。

(二)變量界定

1.過度自信的衡量

如何將過度自信進行量化一直是研究管理者過度自信的一個難點，國內外的學者嘗試采取了多種方法進行度量，這些方法可以歸納為以下5種：①管理者持股及其變動狀況[13,10]；②主流媒體對企業(yè)管理者的評價[14]；③企業(yè)盈利預測偏差[15,16]；④管理者的相對薪酬水平[17,10]；⑤企業(yè)景氣指數[18]。本文在借鑒前人的研究方法并考慮中國上市公司實際情況的前提下，借鑒 Lin、姜付秀和張敏的研究方法[15,16]，若上市公司在 2008—2010年至少一次實際的盈利水平低于預測的盈利水平，則認為該公司的管理者是過度自信的，Confident值取1，否則取0。

2.公司治理變量

股東會治理變量：股權集中程度H-3，定義為企業(yè)前3位大股東持股比例的平方和。

董事會治理變量：董事長與總經理是否兩全分離DM，若董事長與總經理兩全分離取值為0，反之取1；獨立董事比例Inratio，以獨立董事占董事會總人數的比例衡量。

監(jiān)事會治理變量Supervisor：以監(jiān)事會會議占股東會、董事會、監(jiān)事會會議總和的比例來衡量。

3.并購決策變量——Merger

將被解釋變量Merger定義為虛擬變量，若上市公司在 2008—2010年間至少發(fā)生了一起作為購買方的成功并購行為，Merger值取1,，否則取0。

4.其他解釋變量

在模型1中，考慮到其他影響企業(yè)并購的因素，選取企業(yè)資產負債率Lev、總資產收益率Roa、實際控制人類別Controller（若企業(yè)實際控制人為國有，取值1；反之取0）、企業(yè)成長性Growth(以本年營業(yè)收入減去上年營業(yè)收入之后與上年營業(yè)收入的比值衡量)、企業(yè)規(guī)模Size（以年初企業(yè)總資產的自然對數衡量）、企業(yè)現(xiàn)金流量CF（以企業(yè)年初現(xiàn)金及現(xiàn)金等價物與企業(yè)年初總資產的比值衡量）6個控制變量。另外由于本文采用的是 2008—2010年三年的數據且上市公司分屬于不同的行業(yè)，因此引入了年度虛擬變量Year和行業(yè)虛擬變量Industry來控制行業(yè)和年度的不同對企業(yè)并購決策的影響。在模型2中，還考慮了管理者個人特質對過度自信的影響，包括管理者的年齡變量Age和性別變量Sex（0表示管理者為女性，1表示為男性）。

5.回歸方程的設定

為了更好的檢驗過度自信與并購決策的相關關系、公司治理變量對過度自信的影響以及公司治理、過度自信與并購決策三者之間的作用機理，本文建立以下一組模型：

模型1：

模型2：

其中：βi為變量的回歸系數，ε為隨機誤差項。

四、實證結果

(一)變量的描述性統(tǒng)計

表1報告了回歸模型中各變量的描述性統(tǒng)計的結果。從表1中可以看出，在所有的樣本數據中，企業(yè)并購的平均值為0.71。過度自信的平均值為0.14，即過度自信的管理者在所有管理者中所占的比例還是較低的。另外，企業(yè)董事長和總經理是否兼任的平均值為0.23，平均有23%企業(yè)董事長和總經理為同一人。獨立董事在董事會中所占的比例平均值約為0.36，遠低于美國上市公司目前的獨立董事比例。股權集中程度衡量變量 H_3的平均值為 0.18，監(jiān)事會治理變量Supervisor的平均值為0.31。

表1 變量的描述性統(tǒng)計

(二)回歸分析

1.管理者過度自信、公司治理與并購行為的實證檢驗

對模型1采取4個回歸步驟來考察各個變量對企業(yè)并購決策的影響。首先只將過度自信變量Confident引入模型，回歸結果顯示，管理者過度自信與并購決策正相關，且相關關系在 5%的水平上顯著。然后在步驟2中引入了控制變量后，過度自信變量與并購決策的相關系數仍然在 5%的水平下顯著為正。進一步的在步驟 3和步驟 4中加入了公司治理變量和年度Year、行業(yè)Industry虛擬變量，回歸結果見表2。隨著其他解釋變量加入模型，管理者過度自信與并購的相關系數減小，但仍然在10%的水平上顯著為正。這說明隨著其他解釋變量的加入，雖然管理者過度自信對企業(yè)并購的解釋能力有所減弱，但管理者越過度自信的企業(yè)仍然越容易進行并購，從而有力的證實了假設1，即上市公司管理者的過度自信與企業(yè)的并購決策正相關。

此外，從表2還可以看出，獨立董事比例Inratio和董事長與總經理是否兩職分離DM虛擬變量與并購決策的相關關系并不顯著，公司董事會治理對并購決策無顯著影響。這一結果與史永東、朱廣印[11]以及雷輝、吳蟬[19]年的研究結論相一致。衡量股東會治理的變量H_3和監(jiān)事會治理的變量Supervisor則在回歸步驟3、步驟4中都與并購決策負相關，且其負相關關系均在 1%的水平下顯著。同時，我們發(fā)現(xiàn)，將公司治理變量引入模型后，管理者過度自信變量的回歸系數的變小了，可見，股東會治理和監(jiān)事會治理不僅直接抑制并購決策的發(fā)生，而且有可能通過抑制管理者過度自信，間接地降低公司并購決策的實施。接下來，進一步分析公司治理對管理者過度自信的抑制作用。

表2 對模型1的回歸結果

2.進一步的分析：公司治理對管理者過度自信的抑制作用

表3報告了公司治理變量對管理者過度自信影響的回歸檢驗結果。從中我們可以看到，股東會治理變量H-3和過度自信呈現(xiàn)負相關關系，且通過了顯著檢驗，即上市公司股權集中程度越強，管理者過度自信可能性越低，假設2a通過了實證檢驗。董事會治理變量中的獨立董事比例Inratio和董事長與總經理兩權分離DM與管理者過度自信的相關關系并不顯著，假設2b并不成立，即在我國的公司治理結構安排下，公司董事會并沒有發(fā)揮應有的抑制管理者過度自信心理的作用，董事會治理的有效性應該進一步提高?；貧w結果還顯示，監(jiān)事會治理變量Supervisor與過度自信負相關，其負相關關系在考慮了年度和行業(yè)控制變量后仍然在10%的水平下顯著，假設2c得到驗證，即有效的監(jiān)事會治理能夠遏制管理者過度自信的心理。

表3 對模型2的回歸結果

五、結論

本文以我國深、滬兩市2008—2010年發(fā)布盈利預測的上市公司為樣本，取樣本期內至少有一次實際盈利水平低于預測的盈利水平的上司公司為過度自信樣本，考察了上市公司管理者的過度自信對企業(yè)并購決策的相關關系以及公司治理因素對管理者過度自信的效應。

經過實證分析，管理者過度自信與企業(yè)并購之間存在顯著的正相關關系，管理者的過度自信是引起企業(yè)推動低績效企業(yè)并購的原因之一。管理者的過度自信行為需要良好的公司治理結構對其進行約束，本文通過實證分析發(fā)現(xiàn)，上市公司股東會、監(jiān)事會治理因素能夠抑制管理者過度自信的傾向，但董事會治理因素獨立董事比例和董事長與總經理兩權分離都不能對管理者過度自信傾向進行有效抑制，說明我國獨立董事在上市公司決策過程中還沒發(fā)揮出應有的作用，董事長和總經理兩權分離也不能增強董事會對于管理者監(jiān)督的有效性。我國上市公司應注意加強董事會對企業(yè)經營管理者的監(jiān)管作用。公司治理因素除能抑制管理者過度自信可能性之外還直接與企業(yè)并購決策負相關，有效的公司治理能直接遏制低效益并購行為的發(fā)生，即公司治理因素一方面直接遏制非理性的并購決策，另一方面通過抑制管理者過度自信間接遏制非理性并購決策的發(fā)生。

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