肖詩(shī)菲++譚淑文++廖萍++劉曉安+++張寶華

摘 要：企業(yè)管理者過(guò)度自信研究就是行為經(jīng)濟(jì)學(xué)、管理學(xué)研究的一塊重要研究領(lǐng)域。本文通過(guò)對(duì)上市企業(yè)并購(gòu)案例數(shù)據(jù)的收集，在對(duì)數(shù)據(jù)加工的基礎(chǔ)上，利用定量與定性相結(jié)合的分析方法，闡述了企業(yè)管理者過(guò)度自信對(duì)上市公司并購(gòu)行為績(jī)效的影響?；诙嘣€性方程分析法，本文發(fā)現(xiàn)收購(gòu)方的管理者越是過(guò)度自信，收購(gòu)方從并購(gòu)案中獲得的異常報(bào)酬越少。企業(yè)管理者發(fā)起并購(gòu)案的次數(shù)越頻繁，企業(yè)股東在并購(gòu)案公布后的收益越減少。

關(guān)鍵詞：兼并與收購(gòu) 企業(yè)管理者過(guò)度自信 多元回歸分析

中圖分類號(hào)：F270 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A 文章編號(hào)：1672-3791（2017）11（b）-0107-02

近年來(lái)，中國(guó)公司并購(gòu)重組市場(chǎng)規(guī)模逐年擴(kuò)大。2015年中國(guó)證監(jiān)會(huì)公告了1444次并購(gòu)重組事項(xiàng)，有數(shù)據(jù)披露，2015全年的并購(gòu)時(shí)間共涉及交易金額達(dá)15766.49億元人民幣，平均每單的交易規(guī)模由2014年的10.63億人民幣增至20.14億元人民幣。普遍觀點(diǎn)認(rèn)為，企業(yè)可以通過(guò)兼并與收購(gòu)行為擴(kuò)大現(xiàn)有的銷售規(guī)模、進(jìn)入全新的市場(chǎng)領(lǐng)域、降低企業(yè)運(yùn)行成本。然而，企業(yè)的實(shí)際收入和市場(chǎng)反映是否如企業(yè)預(yù)期？企業(yè)管理者的心理對(duì)企業(yè)做出并購(gòu)決定有多大程度的影響？近年來(lái)，許多并購(gòu)案中的收購(gòu)方績(jī)效收入并不樂(lè)觀，而并購(gòu)行為卻勢(shì)頭甚猛。因此，關(guān)于企業(yè)管理者過(guò)度自信對(duì)并購(gòu)頻率與并購(gòu)績(jī)效的影響的研究十分必要。

在國(guó)外，科學(xué)家們研究企業(yè)管理者過(guò)度自信對(duì)并購(gòu)案績(jī)效的影響始于20世紀(jì)80年代。Roll（1986）最先提出“自負(fù)假說(shuō)”（hubris hypothesis），打破了經(jīng)濟(jì)學(xué)傳統(tǒng)的“理性人假設(shè)”。自負(fù)假說(shuō)從行為經(jīng)濟(jì)學(xué)角度闡釋了企業(yè)高管的過(guò)度自信與不成功的并購(gòu)案之間的關(guān)系。Malmendier and Tate（2008）認(rèn)為，過(guò)度自信的管理者大多認(rèn)為他們具有信息優(yōu)勢(shì)與不凡的個(gè)人能力，因此對(duì)個(gè)人決策的預(yù)估大多比較樂(lè)觀，采取激進(jìn)的企業(yè)管理策略，導(dǎo)致公司過(guò)度擴(kuò)張，最終股東利益受損。

在國(guó)內(nèi)，我國(guó)諸多學(xué)者也提出同類觀點(diǎn)。史永東、朱廣?。?010）提出企業(yè)并購(gòu)政策與管理者過(guò)度自信之間存在顯著的正相關(guān)關(guān)系。翟愛(ài)梅、張曉嬌（2012）指出管理者的過(guò)度自信對(duì)企業(yè)的并購(gòu)決策產(chǎn)生了顯著影響，尤其是當(dāng)企業(yè)現(xiàn)金流充裕時(shí)，并購(gòu)決策愈加頻繁。管理者過(guò)度自信與企業(yè)績(jī)效呈顯著負(fù)相關(guān)，連續(xù)并購(gòu)的財(cái)富效應(yīng)呈遞減的趨勢(shì)。

1 數(shù)據(jù)來(lái)源、變量說(shuō)明及描述性統(tǒng)計(jì)分析

1.1 數(shù)據(jù)來(lái)源

本文的樣本包括滬、深A(yù)股主板市場(chǎng)2014—2016年間發(fā)生了中國(guó)國(guó)內(nèi)并購(gòu)行為的上市公司。本文的數(shù)據(jù)主要來(lái)自于上海瑞思金融數(shù)據(jù)庫(kù)，以下為樣本選取的標(biāo)準(zhǔn)。

（1）收購(gòu)方是中國(guó)國(guó)內(nèi)A股上市公司，被收購(gòu)方為非上市公司。

（2）收購(gòu)方在收購(gòu)交易完成后控股被收購(gòu)方50%及以上。

（3）截止到2016年12月31日，收購(gòu)案的狀態(tài)為已完成。

（4）剔除金融保險(xiǎn)類公司的數(shù)據(jù)。因金融保險(xiǎn)行業(yè)的并購(gòu)行為通常收到較強(qiáng)的管制且該類公司的相關(guān)數(shù)據(jù)和其他類別的公司不具有直接可比性。

另外，本課題剔除了數(shù)據(jù)信息不完全的上市公司，選取了一個(gè)包含46個(gè)上市公司并購(gòu)案例的樣本。同時(shí)從瑞思數(shù)據(jù)庫(kù)中下載了該15個(gè)企業(yè)的近三年年報(bào)。

1.2 控制變量說(shuō)明

管理者過(guò)度自信主要體現(xiàn)在管理者相信自己比普通投資者更具有信息與資源優(yōu)勢(shì)。因此，度量管理者過(guò)度自信程度可以從以下4個(gè)方面入手。

（1）并購(gòu)頻率。

并購(gòu)頻率（以DF代表）指的是收購(gòu)方在連續(xù)3年內(nèi)進(jìn)行并購(gòu)交易的次數(shù)。并購(gòu)頻率可以體現(xiàn)出管理者過(guò)度自信的程度。Fuller等（2002）認(rèn)為在連續(xù)3年時(shí)間內(nèi)并購(gòu)達(dá)到5次及以上可以被定義為高頻收購(gòu)者。Doukas和 Petmezas（2007）指出，某些企業(yè)管理者急于為他們的簡(jiǎn)歷錦上添花，通常進(jìn)行多次并購(gòu)。

（2）收購(gòu)方近期表現(xiàn)。

收購(gòu)方近期表現(xiàn)（以RAP代表）指的是收購(gòu)方在并購(gòu)案公告日前12個(gè)月的平均股價(jià)收益率（Hayward and Hambrick 1997）。據(jù)Kelley（1971）所述， 收購(gòu)方的近期表現(xiàn)是度量管理者過(guò)度自信的一個(gè)重要指標(biāo)。計(jì)算公式：

RAP=（Pend-Pinitial+Dividends）/Pinitial

式中，Pend代表收購(gòu)方在并購(gòu)案公告日一月前的收盤價(jià)。

Pinitial代表收購(gòu)方在并購(gòu)案公告日13個(gè)月前的開(kāi)盤價(jià)。

Dividends代表12個(gè)月的股利分紅之和。

（3）企業(yè)管理者支配能力。

首先，Hambrick and D'Aveni（1992）指出，企業(yè)管理者控制著其他管理人員的薪酬及其薪酬分配體系。企業(yè)管理者的相對(duì)報(bào)酬顯示出企業(yè)管理者在公司內(nèi)部的重要地位及他對(duì)公司各個(gè)方面的掌控。因此企業(yè)管理者支配能力（以CRP表示）等于企業(yè)管理者薪酬除以與他職位最相近的副職管理人員的薪酬。

企業(yè)管理者獨(dú)立性（以CC表示）是衡量企業(yè)管理者支配能力的一個(gè)重要指標(biāo)（Hayward and Hambrick 1997）。當(dāng)企業(yè)管理者是董事會(huì)主席時(shí)，我們假定企業(yè)管理者獨(dú)立性數(shù)值為1，否則即為0。

1.3 被解釋變量的選取

（1）長(zhǎng)期并購(gòu)收益。

在本課題中，長(zhǎng)期并購(gòu)收益分析主要集中在研究收購(gòu)案公布日后的6個(gè)月的收購(gòu)方超額收益。與Brown and Warner（1985）論文中運(yùn)用相同的模型，MARit模型可以運(yùn)用于計(jì)算收購(gòu)方的長(zhǎng)期并購(gòu)收益。MARit被定義為收購(gòu)方的算數(shù)平均收益與收購(gòu)方每月簡(jiǎn)單平均收益之差。計(jì)算公式：MARit=Rit-Ri。

（2）短期并購(gòu)收益。

前期的相關(guān)證明MMA模型是計(jì)算并購(gòu)案短期收益的普遍模型。收購(gòu)方的累計(jì)超額收益（CARs）被定義為收購(gòu)方的實(shí)際收益（Ri，t）與市場(chǎng)平均收益（Rm，t）之差。模型：ARi，t=Ri，t-Rm，t。ARi，t是收購(gòu)方i在t日獲得的超額收益（含股利分紅），Ri，t是收購(gòu)方i在t日由股價(jià)t日波動(dòng)后計(jì)算得出的超額收益（含股利分紅）Rm，t是在t日投資股票指數(shù)計(jì)算出的市場(chǎng)整體收益率。所有價(jià)格的計(jì)算以當(dāng)日收盤價(jià)格為主。其中，Ri，t的計(jì)算公式：Ri，t=（Pi，t-Pi，t-1+Di，t）/Pi，t-1，Pi，t為收購(gòu)方i在t日的收盤價(jià)格，Pi，t-1是收購(gòu)方i在t-1日的收盤價(jià)，Di，t代表調(diào)整后的股利分紅。

累計(jì)超額收益的計(jì)算公式（CARs）：

1.4 回歸方程的設(shè)定

模型1短期并購(gòu)收益：

CARs=b0+b1DF+b2RAP+b3CRP+b4CC+e （1）

模型2長(zhǎng)期并購(gòu)收益：

MARs=b0+b1DF+b2RAP+b3CRP+b4CC+e （2）

其中e為隨機(jī)誤差項(xiàng)，表示所建立的模型可能還存在遺漏的解釋變量、可能數(shù)據(jù)存在誤差、可能模型的函數(shù)形式不對(duì)等原因。

2 實(shí)證分析

變量的描述性統(tǒng)計(jì)。表1展示了解釋變量和被解釋變量間的相關(guān)性與P值結(jié)果。首先，數(shù)據(jù)分析結(jié)果表明收購(gòu)方長(zhǎng)期受益與短期受益呈高度正相關(guān)。由此可見(jiàn)，收購(gòu)方的股價(jià)變動(dòng)受并購(gòu)公告發(fā)布的持續(xù)影響。另外，并購(gòu)頻率、企業(yè)管理者獨(dú)立性與企業(yè)管理者支配能力與收購(gòu)方長(zhǎng)短期收益率呈負(fù)相關(guān)。

3 結(jié)論

依據(jù)線性回歸方程結(jié)果，結(jié)合前期調(diào)研結(jié)果，本文得出，管理者過(guò)度自信與并購(gòu)績(jī)效呈顯著負(fù)相關(guān)，短期超額收益與收購(gòu)方近期表現(xiàn)存在線性正相關(guān)，與高頻并購(gòu)行為、企業(yè)管理者支配地位、企業(yè)管理者獨(dú)立性存在線性負(fù)相關(guān)。因此，管理者過(guò)度自信程度與短期并購(gòu)績(jī)效存在線性負(fù)相關(guān)關(guān)系。

類似的，長(zhǎng)期并購(gòu)績(jī)效模型與短期并購(gòu)績(jī)效模型具有相似的結(jié)果。

由此本文得出：（1）管理者過(guò)度自信與上市公司并購(gòu)績(jī)效存在負(fù)相關(guān)關(guān)系。管理者過(guò)度自信是某些上市公司頻繁進(jìn)行并購(gòu)行為的原因，這些非理性的行為損害了上市公司的利益。（2）上市公司在進(jìn)行并購(gòu)案時(shí)可以考慮采取一些手段規(guī)避管理者過(guò)度自信給公司帶來(lái)的風(fēng)險(xiǎn)，如分散管理者權(quán)利，制定行之有效的制度限制管理者的頻繁并購(gòu)行為。

參考文獻(xiàn)

[1] 傅強(qiáng)，方文俊.管理者過(guò)度自信與并購(gòu)的決策實(shí)證分析[J].商業(yè)經(jīng)濟(jì)與管理，1998（4）：76-80.

[2] 謝玲紅，劉善存，邱菀華.管理者過(guò)度自信對(duì)并購(gòu)績(jī)效的影響——基于群體決策時(shí)間的分析和實(shí)證[J].數(shù)理統(tǒng)計(jì)與管理，2012（1）：122-133.

[3] 唐蓓.管理者過(guò)度自信對(duì)上市公司并購(gòu)?fù)顿Y的影響[J].審計(jì)與經(jīng)濟(jì)研究，2010（5）：77-83.

[4] 史永東，朱廣印.管理者過(guò)度自信與企業(yè)并購(gòu)行為的實(shí)證研究[J].金融評(píng)論，2010（2）：73-82.

[5] Bouwman CHS，F(xiàn)uller K，Nain A.Market valuation and acquisition quality：Empirical evidence[J].Review of Financial Studies，2009（2）：633-679.

[6] Doukas J，Petmezas D.Acquisitions， Overconfident Managers and Self-Attribution Bias[J].European Financial Management，2007（3）：531-577.

[7] Jensen MC，Ruback RS.The Market for Corporate-Control-the Scientific Evidence[J].Journal of Financial Economics，1983（1-4）：5-50.