何 瑛，馬添翼

(北京郵電大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，北京 100876)

一、引言

并購(gòu)是企業(yè)實(shí)現(xiàn)規(guī)模經(jīng)濟(jì)與范圍經(jīng)濟(jì)的重要資源配置戰(zhàn)略，通過并購(gòu)快速擴(kuò)張是現(xiàn)代企業(yè)實(shí)現(xiàn)跨越式發(fā)展的突出現(xiàn)象。隨著國(guó)內(nèi)經(jīng)濟(jì)的持續(xù)增長(zhǎng)和企業(yè)實(shí)力的不斷增強(qiáng)，并購(gòu)市場(chǎng)日益活躍，頻繁的并購(gòu)交易引起了監(jiān)管層的高度關(guān)注，引導(dǎo)企業(yè)并購(gòu)行為的正式制度安排逐漸完善[1]。2015年中央經(jīng)濟(jì)工作會(huì)議明確了“多兼并重組，少破產(chǎn)清算”的結(jié)構(gòu)性改革思路，資本市場(chǎng)的并購(gòu)案例數(shù)量與并購(gòu)總體規(guī)?？焖偕仙溟g存在的盲目并購(gòu)與包裝式重組使得資本市場(chǎng)形成了巨大的商譽(yù)泡沫，對(duì)企業(yè)可持續(xù)發(fā)展帶來了很大的隱患。2016年6月，證監(jiān)會(huì)發(fā)布了史上“最嚴(yán)借殼標(biāo)準(zhǔn)”，提高了對(duì)借殼上市股份的限售期要求，標(biāo)志著并購(gòu)政策開始進(jìn)入收窄期。直到2018年下半年，證監(jiān)會(huì)密集公布了八項(xiàng)政策來放松并購(gòu)，這標(biāo)志著并購(gòu)政策再次進(jìn)入寬松期。Wind統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)顯示，2017—2019年，上市公司的并購(gòu)數(shù)量與規(guī)模連續(xù)兩年下降，其中2019年發(fā)生并購(gòu)事件1833起，同比下降29.1%，披露并購(gòu)金額為10129.30億元，同比下降20.0%，這說明隨著制度的完善，國(guó)內(nèi)企業(yè)的并購(gòu)行為也正在逐步趨于理性。

并購(gòu)能夠激發(fā)市場(chǎng)活力、提高資產(chǎn)質(zhì)量，然而并購(gòu)能否真正創(chuàng)造價(jià)值這一問題引起了國(guó)內(nèi)外學(xué)者的廣泛探討，但結(jié)論仍莫衷一是，部分研究支持并購(gòu)的價(jià)值創(chuàng)造效應(yīng)[2-3]，但也有研究認(rèn)為并購(gòu)并不能使企業(yè)獲得超額收益，甚至?xí)档推髽I(yè)的價(jià)值[4]。并購(gòu)作為企業(yè)的重大經(jīng)營(yíng)戰(zhàn)略，是公司治理效果的重要體現(xiàn)[5]，為了揭示并購(gòu)績(jī)效的影響因素，學(xué)界從正式與非正式治理機(jī)制的視角進(jìn)行了大量研究。有學(xué)者從政府、市場(chǎng)因素出發(fā)，探究了國(guó)有股權(quán)、社會(huì)信任程度、要素市場(chǎng)發(fā)展對(duì)企業(yè)并購(gòu)績(jī)效的影響[6-7]。也有部分學(xué)者關(guān)注到了董事會(huì)和管理層在企業(yè)并購(gòu)中發(fā)揮的重要作用，并基于代理理論、高管過度自信假說，從股權(quán)結(jié)構(gòu)、董事會(huì)結(jié)構(gòu)和管理者特質(zhì)等方面進(jìn)行了探索[8-9]。還鮮有文獻(xiàn)聚焦于董事會(huì)內(nèi)部的非正式層級(jí)對(duì)并購(gòu)績(jī)效的影響。董事會(huì)非正式層級(jí)是基于董事個(gè)人社會(huì)資本差異而形成的一種隱性的、非正式的層次結(jié)構(gòu)，董事間基于信任而自發(fā)形成的關(guān)系契約能夠?qū)Χ麻g的交流互動(dòng)起到重要的協(xié)調(diào)整合作用[10-11]。董事會(huì)非正式層級(jí)的存在使得董事會(huì)兼具民主性和效率性[12]，能夠提升董事會(huì)的決策效率和強(qiáng)化監(jiān)督職能，從而可能成為影響企業(yè)并購(gòu)績(jī)效的重要因素。因此，董事會(huì)非正式層級(jí)可能會(huì)為解釋并購(gòu)的價(jià)值創(chuàng)造問題提供一個(gè)新的研究視角。

盡管學(xué)界已經(jīng)認(rèn)識(shí)到董事會(huì)非正式層級(jí)的治理作用，但已有研究主要集中于整體財(cái)務(wù)績(jī)效層面[10]，董事會(huì)非正式層級(jí)與并購(gòu)績(jī)效的關(guān)系研究仍有待補(bǔ)充。并購(gòu)成功的可能性與決策的高效性緊密相關(guān)，董事會(huì)非正式層級(jí)的決策效率提升作用與之需求相契合，因此從董事會(huì)非正式層級(jí)的視角出發(fā)，研究其對(duì)并購(gòu)績(jī)效的影響意義深遠(yuǎn)。鑒于此，本研究擬基于中國(guó)的制度情境，借鑒基尼系數(shù)的思想，利用2013—2018年A股上市公司董事會(huì)成員的相關(guān)數(shù)據(jù)，構(gòu)建衡量董事會(huì)非正式層級(jí)的代理變量，探究并揭示其對(duì)企業(yè)并購(gòu)績(jī)效的作用機(jī)理和影響。

本文的可能貢獻(xiàn)主要是：第一，本文基于社會(huì)資本理論和關(guān)系契約理論，從董事成員之間的社會(huì)資本差異和交互作用出發(fā)，研究董事會(huì)非正式層級(jí)的治理作用，豐富了董事會(huì)治理的研究視角。第二，本文嘗試從非正式制度安排視角探究董事會(huì)非正式層級(jí)對(duì)企業(yè)并購(gòu)績(jī)效的影響，完善了影響因素的研究框架。第三，本文兼顧內(nèi)源性與外源性考察了并購(gòu)績(jī)效的影響因素，揭示了非正式層級(jí)通過約束高管自利與過度自信行為，進(jìn)而提升并購(gòu)績(jī)效的作用機(jī)理，一方面豐富和完善了“結(jié)構(gòu)—行為—績(jī)效”的研究框架，另一方面能夠?yàn)槠髽I(yè)提高董事會(huì)治理能力并緩解代理問題提供經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。

二、文獻(xiàn)回顧

關(guān)于并購(gòu)績(jī)效影響因素的理論研究主要集中在兩個(gè)方面：一是正式治理機(jī)制下的股東治理、董事會(huì)治理、管理者治理、外部利益相關(guān)者治理，二是非正式治理機(jī)制下的企業(yè)文化治理和市場(chǎng)環(huán)境治理。(1)基于正式治理機(jī)制的研究。在股東治理層面，有學(xué)者認(rèn)為較為分散的股權(quán)結(jié)構(gòu)可以實(shí)現(xiàn)股東之間的相互制衡，在一定程度上能夠抑制企業(yè)的非效率投資行為[13]；但也有研究指出，股權(quán)集中度與公司并購(gòu)績(jī)效之間存在顯著的正相關(guān)關(guān)系[14]。還有學(xué)者關(guān)注到了政府在企業(yè)經(jīng)營(yíng)過程中扮演的重要角色，潘紅波等認(rèn)為政府干預(yù)在降低盈利公司并購(gòu)績(jī)效的同時(shí)，提升了虧損公司的并購(gòu)績(jī)效[15]。在董事會(huì)治理層面，Kolasinski和Li研究發(fā)現(xiàn)，獨(dú)立董事能夠約束管理者過度自信導(dǎo)致的非效率并購(gòu)行為[8]；Huang等指出，有投資銀行工作背景的獨(dú)立董事能通過幫助企業(yè)確定合適的目標(biāo)和降低交易成本來改善并購(gòu)績(jī)效[16]。在管理者治理層面，現(xiàn)有研究主要基于委托代理理論和行為金融理論探討了高管的私利動(dòng)機(jī)和過度自信對(duì)企業(yè)并購(gòu)績(jī)效的影響。潘紅波和余明桂指出，目標(biāo)公司會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的提高有助于約束管理者的機(jī)會(huì)主義并購(gòu)行為，從而提升并購(gòu)績(jī)效[7]。過度自信理論認(rèn)為個(gè)體的行為選擇并非是完全理性的，過度自信在管理者中普遍存在，而高管過度自信對(duì)并購(gòu)績(jī)效具有顯著的負(fù)向影響。在外部利益相關(guān)者治理層面，Gompers等研究發(fā)現(xiàn)，并購(gòu)方能夠借助風(fēng)險(xiǎn)投資提升評(píng)估能力，防止因錯(cuò)誤估計(jì)導(dǎo)致的并購(gòu)失敗[6]；周紹妮等研究發(fā)現(xiàn)，交易型機(jī)構(gòu)投資者持股比例與國(guó)企并購(gòu)績(jī)效顯著正相關(guān)，而穩(wěn)健型機(jī)構(gòu)投資者未體現(xiàn)出明顯的治理效果[5]。(2)基于非正式治理機(jī)制的研究。在企業(yè)文化治理層面,王艷和闞鑠通過對(duì)711家公司的911起并購(gòu)事件進(jìn)行研究發(fā)現(xiàn)，收購(gòu)方的企業(yè)文化強(qiáng)度與并購(gòu)的長(zhǎng)期績(jī)效顯著負(fù)相關(guān)[17]。在市場(chǎng)環(huán)境治理層面，姚益龍等揭示了市場(chǎng)要素差異與并購(gòu)績(jī)效的正相關(guān)關(guān)系[18]；王艷和李善民研究發(fā)現(xiàn)，社會(huì)信任程度的提高有助于減少不確定性，從而提高并購(gòu)績(jī)效[19]。也有學(xué)者從信息資源治理視角出發(fā)研究發(fā)現(xiàn)，當(dāng)企業(yè)在社會(huì)網(wǎng)絡(luò)中處于核心位置時(shí)，其所帶來的信息優(yōu)勢(shì)能夠轉(zhuǎn)化為信息資源，從而對(duì)并購(gòu)績(jī)效產(chǎn)生正面影響[20]。

由上述文獻(xiàn)可見，已有學(xué)者探究了董事會(huì)對(duì)并購(gòu)績(jī)效的影響，但相關(guān)文獻(xiàn)仍局限于董事會(huì)的靜態(tài)特性。然而，董事會(huì)作為群體決策機(jī)構(gòu)，成員互動(dòng)能夠影響決策效率，董事個(gè)體的沖突、合作等群體交互過程是董事會(huì)治理有效性的關(guān)鍵決定因素，而董事個(gè)體之間的社會(huì)資本、個(gè)人能力等差異又會(huì)在董事會(huì)內(nèi)部引致不平衡[11]，在很大程度上引導(dǎo)群體成員之間的互動(dòng)[21]，這為研究董事會(huì)對(duì)并購(gòu)績(jī)效的影響提供了新的動(dòng)態(tài)視角，即通過董事會(huì)非正式結(jié)構(gòu)研究董事個(gè)體互動(dòng)行為特征的影響效應(yīng)。He和Huang首次系統(tǒng)性地提出了董事會(huì)非正式層級(jí)的概念，將其定義為基于董事個(gè)人的社會(huì)資本差異而形成的一種非正式的層次結(jié)構(gòu)，其具備的隱性力量引導(dǎo)較低層級(jí)董事對(duì)較高層級(jí)董事形成尊重與順從，從而對(duì)董事間互動(dòng)過程產(chǎn)生影響，進(jìn)而影響企業(yè)績(jī)效[10]。張耀偉等探究了董事會(huì)非正式層級(jí)對(duì)公司績(jī)效的影響，發(fā)現(xiàn)業(yè)績(jī)壓力、股權(quán)集中度和國(guó)有控股能夠正向調(diào)節(jié)董事會(huì)非正式層級(jí)的清晰度與公司績(jī)效之間的關(guān)系[11]。李長(zhǎng)娥和謝永珍研究發(fā)現(xiàn)，董事會(huì)非正式層級(jí)有助于企業(yè)實(shí)施創(chuàng)新戰(zhàn)略[22]。Jebran等研究了董事會(huì)非正式層級(jí)與股價(jià)崩盤的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)董事會(huì)非正式層級(jí)有利于協(xié)調(diào)董事成員之間的關(guān)系，但該協(xié)調(diào)作用導(dǎo)致壞消息更容易被隱藏，從而增加了股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)[23]。后續(xù)有零星文獻(xiàn)探究如何在“結(jié)構(gòu)—績(jī)效”的研究基礎(chǔ)上拓展“結(jié)構(gòu)—行為—績(jī)效”的實(shí)證分析范式，嘗試揭示董事會(huì)非正式層級(jí)績(jī)效提升作用的影響機(jī)理。謝永珍等研究發(fā)現(xiàn)，董事會(huì)決策效率在非正式層級(jí)與績(jī)效之間發(fā)揮著完全中介效應(yīng)，董事非正式層級(jí)協(xié)調(diào)了董事間的互動(dòng)溝通，提高了董事會(huì)決策效率，進(jìn)而提升了公司績(jī)效[12]。也有研究指出，董事會(huì)非正式層級(jí)會(huì)形成潛在的地位沖突，出現(xiàn)競(jìng)爭(zhēng)關(guān)系，從而阻礙董事間的信息交流[24]。進(jìn)一步研究發(fā)現(xiàn)，董事會(huì)非正式層級(jí)使得特定群體的利益超越了公司利益，抑制了董事會(huì)決策過程中的信息搜尋和加工[25]。

綜上所述，現(xiàn)有文獻(xiàn)對(duì)企業(yè)并購(gòu)績(jī)效影響因素的研究主要是從正式治理機(jī)制和非正式治理機(jī)制兩個(gè)方面展開的，集中于市場(chǎng)層面(如要素市場(chǎng)發(fā)展差異、社會(huì)信任水平)、企業(yè)層面(如產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、股權(quán)結(jié)構(gòu)、企業(yè)文化)和微觀個(gè)人層面(如董事特征、管理者特質(zhì))。已有學(xué)者基于委托代理理論和行為金融理論就董事會(huì)對(duì)并購(gòu)績(jī)效的正式治理作用進(jìn)行了考察，但仍未有學(xué)者開展關(guān)于董事會(huì)非正式層級(jí)對(duì)并購(gòu)績(jī)效的治理研究。事實(shí)上，在缺乏正式制度安排的董事會(huì)內(nèi)部，董事間基于社會(huì)資本差異形成的非正式層級(jí)對(duì)并購(gòu)決策制定起到了重要的協(xié)調(diào)作用。總體而言，目前關(guān)于董事會(huì)非正式層級(jí)的研究多是基于“結(jié)構(gòu)—績(jī)效”的分析框架，多是從企業(yè)整體績(jī)效角度展開的，而企業(yè)并購(gòu)作為公司最為重要的資源配置戰(zhàn)略，為探究董事會(huì)非正式層級(jí)的關(guān)系治理作用提供了良好的實(shí)驗(yàn)情景，因此本文擬基于社會(huì)資本理論和關(guān)系契約理論，探究董事會(huì)非正式層級(jí)對(duì)并購(gòu)績(jī)效的影響，以期提供更多的證據(jù)支持和經(jīng)驗(yàn)補(bǔ)充。

三、理論分析與假設(shè)提出

(一)董事會(huì)非正式層級(jí)與并購(gòu)績(jī)效：基于關(guān)系契約理論的解釋

有研究發(fā)現(xiàn)，股權(quán)結(jié)構(gòu)、外部投資者等內(nèi)外部治理因素會(huì)對(duì)企業(yè)并購(gòu)產(chǎn)生顯著影響，因此并購(gòu)績(jī)效是公司治理效果的重要體現(xiàn)[5]。作為公司治理的重要組成部分，董事會(huì)正式制度安排(如董事會(huì)規(guī)模、獨(dú)立董事比例)對(duì)并購(gòu)績(jī)效具有影響，并購(gòu)能否成功依賴于董事會(huì)能否高效地發(fā)揮決策作用，然而董事會(huì)的正式結(jié)構(gòu)與其決策方式之間存在著明顯的沖突[26]。一方面，董事會(huì)規(guī)模擴(kuò)大可能會(huì)強(qiáng)化其決策與監(jiān)督效用，但也會(huì)使得董事之間的互動(dòng)容易遭受“過程損失”，進(jìn)而損害董事會(huì)的決策效率[27]；另一方面，強(qiáng)化監(jiān)督必然要求董事會(huì)提高獨(dú)立性，但獨(dú)立董事的不同知識(shí)背景和履職經(jīng)歷也會(huì)加大董事意見出現(xiàn)分歧的可能性，進(jìn)而導(dǎo)致決策達(dá)成需要建立在不同方案的妥協(xié)之上[28]。另外，董事會(huì)的決策規(guī)則為一人一票制，不具備正式的科層制特征，當(dāng)內(nèi)部出現(xiàn)沖突時(shí)，董事長(zhǎng)并不具備對(duì)其他董事施加強(qiáng)制影響的權(quán)利，這增加了董事會(huì)的整合協(xié)調(diào)難度。也就是說，除了正式治理機(jī)制之外，可能存在其他的非正式治理機(jī)制對(duì)董事會(huì)的決策過程施加影響。董事成員之間不存在正式的上下級(jí)關(guān)系，因此對(duì)董事會(huì)的運(yùn)作產(chǎn)生重要作用的可能是非正式層級(jí)[11]。

社會(huì)資本理論提出，個(gè)人在社會(huì)環(huán)境中能夠形成一種關(guān)系網(wǎng)絡(luò)，稱之為社會(huì)資本，這可以為個(gè)人帶來資源和信息上的便利，而董事會(huì)非正式層級(jí)是一種基于董事個(gè)人社會(huì)資本差異而形成的隱性的、非正式的層次結(jié)構(gòu)[10]，建立在董事相互認(rèn)同、尊重的基礎(chǔ)之上，具有很強(qiáng)的集體認(rèn)同效應(yīng)[25]，這種主觀屬性使得董事之間建立起了基于信任的關(guān)系契約。根據(jù)關(guān)系契約理論，關(guān)系治理是社會(huì)資本在組織管理中的嵌入，通過關(guān)系性規(guī)則發(fā)揮作用，現(xiàn)有文獻(xiàn)多將其理解為“協(xié)調(diào)機(jī)制”及信息與資源的共享[29]。董事會(huì)非正式層級(jí)的關(guān)系治理效用是通過順從、團(tuán)結(jié)和信息交流等關(guān)系性規(guī)則來實(shí)現(xiàn)的。首先，順從保證了董事會(huì)非正式層級(jí)協(xié)調(diào)整合功能的發(fā)揮，從而提升了并購(gòu)績(jī)效。社會(huì)資本在群體成員之間的社會(huì)互動(dòng)中發(fā)揮著重要的引導(dǎo)作用，并成為等級(jí)分化的重要維度[30]，這種等級(jí)分化是個(gè)體自發(fā)進(jìn)行的[21]。在非正式層級(jí)中，地位較低的董事會(huì)表現(xiàn)出對(duì)地位較高董事的“順從”，這對(duì)強(qiáng)調(diào)民主性的董事會(huì)正式制度起到了良好的補(bǔ)充作用。當(dāng)董事會(huì)內(nèi)部出現(xiàn)不同意見時(shí)，高位董事能夠基于其個(gè)人權(quán)威有效地進(jìn)行協(xié)調(diào)與整合，在這種情況下低位董事愿意接受高位董事的引導(dǎo)[31]，從而提高了董事會(huì)的決策效率，進(jìn)而提升了并購(gòu)績(jī)效。其次，團(tuán)結(jié)增強(qiáng)了董事的履職強(qiáng)度，從而對(duì)并購(gòu)績(jī)效產(chǎn)生影響?；谛湃闻c尊重產(chǎn)生的成員關(guān)系有助于促進(jìn)組織內(nèi)部的團(tuán)結(jié)[32]，非正式層級(jí)可以為“服從者”提供心理上的依靠和保障，并使其表現(xiàn)出與“精英”相似的行為和偏好[33]，高位董事則可以通過引導(dǎo)與約束低位董事來增強(qiáng)認(rèn)同感[34]，提升董事的履職強(qiáng)度，從而對(duì)并購(gòu)績(jī)效產(chǎn)生影響。最后，信息交流降低了信息不對(duì)稱程度，推動(dòng)了并購(gòu)績(jī)效的提升?！绊槒摹庇兄诙聲?huì)高效地達(dá)成一致意見，但是“順從”不等同于“盲從”，低位董事的“順從”是基于自身理性的判斷[11]，因此其并不會(huì)淪為“橡皮圖章”。非正式層級(jí)有助于形成清晰的溝通渠道，鼓勵(lì)董事間的信息交換與知識(shí)分享，大量有效的決策信息得以被收集和交流，這能夠促進(jìn)建設(shè)性對(duì)話的產(chǎn)生，降低信息不對(duì)稱程度，對(duì)并購(gòu)績(jī)效產(chǎn)生顯著影響。

基于以上分析，本文提出如下假設(shè)：

H1:董事會(huì)非正式層級(jí)越清晰，企業(yè)并購(gòu)績(jī)效越好。

(二)董事會(huì)非正式層級(jí)與并購(gòu)績(jī)效的影響因素

1.環(huán)境不確定性

資源依賴?yán)碚撝赋?，企業(yè)是一個(gè)開放系統(tǒng)，需要與經(jīng)營(yíng)環(huán)境相互依存[26]，公司經(jīng)營(yíng)會(huì)受到市場(chǎng)、行業(yè)等特征因素的影響[35]。因此，公司在進(jìn)行決策時(shí)需要將環(huán)境因素納入考量范圍，而較高的環(huán)境不確定性對(duì)信息收集與分析能力提出了更高的要求，從而增加了企業(yè)的經(jīng)營(yíng)難度[36]。一方面，在不確定性較大的環(huán)境中，董事會(huì)作出并購(gòu)決策需要參考更加豐富的意見，信息的來源和質(zhì)量顯得更為重要。另一方面，董事成員對(duì)于并購(gòu)方案的判斷差異會(huì)導(dǎo)致認(rèn)知沖突，從而產(chǎn)生大量和多樣的信息和意見[37]，而能否有效地對(duì)其進(jìn)行收集與整合是企業(yè)并購(gòu)能否成功的關(guān)鍵。在權(quán)變理論的背景下，當(dāng)企業(yè)經(jīng)營(yíng)環(huán)境不確定時(shí)，正式制度的作用將被削弱，非正式制度對(duì)決策團(tuán)隊(duì)的協(xié)調(diào)作用增強(qiáng)[26]。董事會(huì)非正式層級(jí)的高、低位董事之間形成了基于信任的關(guān)系契約，在環(huán)境不確定性較強(qiáng)的情境下能夠更加有效地獲取與整合信息，進(jìn)而提高企業(yè)并購(gòu)績(jī)效。

首先，高位董事在多個(gè)上市公司的履職經(jīng)歷使其積累了豐富的社會(huì)資源，他們能夠與更多不同類型的專業(yè)人士進(jìn)行交流與溝通，有助于其以更低的成本建立多元的信息渠道[38]，在環(huán)境不確定性較大時(shí)能夠?yàn)槠髽I(yè)并購(gòu)決策提供更多有價(jià)值的信息和觀點(diǎn)[24]，減少企業(yè)的交易成本，促進(jìn)企業(yè)的平穩(wěn)運(yùn)營(yíng)。有效信息的提供也能夠穩(wěn)固高位董事的地位，受到低位董事的尊敬，強(qiáng)化“順從”關(guān)系[24]，從而進(jìn)一步明確董事的信息交流規(guī)則以及相互溝通順序。其次，不同信息的整合處理能力在決策過程中起著至關(guān)重要的作用[39]，而高位董事?lián)碛懈嗟纳鐣?huì)資源和履職經(jīng)歷，通常也具有更強(qiáng)的跨界學(xué)習(xí)水平，這可以保證其有能力整合各方的顯性知識(shí)和隱性知識(shí)[40]，在環(huán)境不確定性較大時(shí)也能有效地達(dá)成決策。當(dāng)董事會(huì)內(nèi)部意見一致時(shí)，高位董事也可以根據(jù)更為突出的感知和判斷能力區(qū)分決策問題優(yōu)先級(jí)，并引導(dǎo)董事會(huì)成員在有限的時(shí)間內(nèi)降低對(duì)非實(shí)質(zhì)問題的討論，將更多的精力投入到有意義事情的探討上[41]，提升環(huán)境不確定性情境下的決策效率和質(zhì)量。

基于上述分析，本文提出如下假設(shè)：

H2：環(huán)境不確定性越大，董事會(huì)非正式層級(jí)的清晰度與企業(yè)并購(gòu)績(jī)效之間的正相關(guān)關(guān)系越強(qiáng)。

2.股權(quán)集中度

董事會(huì)非正式層級(jí)與企業(yè)并購(gòu)績(jī)效的關(guān)系強(qiáng)度不僅會(huì)受到外部環(huán)境不確定性的影響，還會(huì)受到內(nèi)部股權(quán)集中度的影響。在兩權(quán)分離的背景下，董事會(huì)成員由全體股東投票選舉產(chǎn)生，代表著所有股東的共同利益。在股權(quán)結(jié)構(gòu)相對(duì)分散的企業(yè)中，董事代表的群體不同，由于個(gè)人經(jīng)歷不同，認(rèn)知差異客觀存在，對(duì)于同一信息可能會(huì)產(chǎn)生不同的意見，觀點(diǎn)差異在缺乏引導(dǎo)的前提下可能會(huì)引發(fā)內(nèi)部沖突，而清晰的非正式層級(jí)能夠在董事會(huì)內(nèi)部營(yíng)造團(tuán)結(jié)的組織氛圍，進(jìn)而有助于激發(fā)董事的主動(dòng)合作意愿和戰(zhàn)略參與熱情[42]，使得董事會(huì)更加高效地運(yùn)作，協(xié)調(diào)董事會(huì)內(nèi)部的社交秩序，降低發(fā)生沖突的可能性并提高決策效率，而且由于受到股權(quán)制衡的約束，大股東對(duì)董事會(huì)的控制能力有限，董事受大股東權(quán)威的影響較小。在這種情況下，董事更有可能依據(jù)其專業(yè)水平發(fā)表獨(dú)立客觀的意見，因此董事會(huì)的治理作用應(yīng)該更為凸顯，而社會(huì)資本的多寡正是影響其專業(yè)水平的重要因素，社會(huì)資本深厚的董事有著更為豐富的履職經(jīng)歷和跨界學(xué)習(xí)經(jīng)驗(yàn)，社會(huì)網(wǎng)絡(luò)和信息來源也更為完善，在非正式層級(jí)中位居高位，能夠引導(dǎo)低位董事實(shí)現(xiàn)共同的戰(zhàn)略目標(biāo)。因此，在股權(quán)結(jié)構(gòu)相對(duì)分散的企業(yè)中，清晰的非正式層級(jí)可以通過關(guān)系性規(guī)則更好地發(fā)揮關(guān)系治理作用，激發(fā)董事間充分有序的討論，降低信息不對(duì)稱程度，提升企業(yè)的并購(gòu)績(jī)效。

然而，中國(guó)上市公司中“一股獨(dú)大”的股權(quán)結(jié)構(gòu)為大股東控制董事會(huì)提供了制度基礎(chǔ)，當(dāng)股權(quán)集中度過高時(shí)，大股東會(huì)利用其較大的投票表決權(quán)主導(dǎo)董事會(huì)成員的構(gòu)成[41]，董事會(huì)成員的配置多代表著大股東的利益訴求[11]，其決策更多體現(xiàn)了大股東的意志。雖然股權(quán)集中度的提升能夠鼓勵(lì)和保障大股東的監(jiān)督活動(dòng)，增加對(duì)管理層的約束，但“一股獨(dú)大”的股權(quán)結(jié)構(gòu)可能會(huì)使得董事成員變成“橡皮圖章”，董事會(huì)喪失獨(dú)立性，淪為第一大股東的“一言堂”。因此，在股權(quán)集中度較高的情境下，董事會(huì)被大股東高度控制，獨(dú)立決策與監(jiān)督能力缺位，這既降低了董事會(huì)發(fā)生沖突的可能性，又抑制了多元化意見的表達(dá)，董事會(huì)非正式層級(jí)難以發(fā)揮其治理作用。

基于以上分析，本文提出如下假設(shè)：

H3：股權(quán)集中度越低，董事會(huì)非正式層級(jí)的清晰度與企業(yè)并購(gòu)績(jī)效之間的正相關(guān)關(guān)系越強(qiáng)。

四、研究設(shè)計(jì)

(一)樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文選取A股上市公司作為研究樣本，樣本區(qū)間為2013—2018年。并購(gòu)事件的篩選標(biāo)準(zhǔn)如下：(1)從國(guó)泰安(CSMAR)并購(gòu)數(shù)據(jù)庫(kù)下載首次公告日在樣本區(qū)間內(nèi)且并購(gòu)方為A股上市公司的并購(gòu)事件；(2)剔除并購(gòu)失敗的并購(gòu)事件；(3)為了降低同一公司多次并購(gòu)事件對(duì)并購(gòu)績(jī)效的多重影響，對(duì)于同一公司同一年度的并購(gòu)僅保留第一次并購(gòu)事件作為觀察值，對(duì)于同一公司不同年份的并購(gòu)事件則作為不同觀測(cè)值全部保留；(4)金融類企業(yè)的并購(gòu)活動(dòng)管控更加嚴(yán)格，且與非金融類企業(yè)的數(shù)據(jù)可比性較差，因此剔除按照證監(jiān)會(huì)2012年發(fā)布的《上市公司行業(yè)分類指引》中分類為金融類的上市公司；(5)剔除數(shù)據(jù)缺失的并購(gòu)事件。經(jīng)篩選，本文最終得到包含623家上市公司的2322個(gè)樣本觀測(cè)值。

(二)變量選取與定義

1.被解釋變量

(1)短期并購(gòu)績(jī)效：本文以首次公告日前后5個(gè)交易日內(nèi)持有并購(gòu)方股票的累計(jì)超額回報(bào)率[CAR(-5，5)]作為短期并購(gòu)績(jī)效的衡量指標(biāo)。為了計(jì)算并購(gòu)方的累計(jì)超額回報(bào)率，本文借鑒宋賀和段軍山的做法[42]，定義首次公告日前的150個(gè)交易日至首次公告日前的30個(gè)交易日為估計(jì)窗口期，以窗口期的個(gè)股收益率為被解釋變量、市場(chǎng)收益率為解釋變量進(jìn)行最小二乘法回歸擬合，分別得到回歸系數(shù)α、β，并進(jìn)一步根據(jù)公式(1)計(jì)算持有并購(gòu)方股票的累計(jì)超額收益率。

CARi,t=∑Ri,t-(αi+βiRm,t)

(1)

其中，Ri,t代表并購(gòu)企業(yè)i在第t天的實(shí)際收益率，Rm,t代表第t天的分市場(chǎng)收益率，αi+βiRm,t代表第t天并購(gòu)企業(yè)的預(yù)計(jì)收益率，CARi,t為并購(gòu)事件短期窗口內(nèi)每天超額收益率的累計(jì)和，取短期窗口為(-5，5)可得到被解釋變量CAR(-5，5)。

(2)長(zhǎng)期并購(gòu)績(jī)效：本文以首次公告日后12個(gè)月內(nèi)持有并購(gòu)方股票的持有期收益率BHAR12作為長(zhǎng)期并購(gòu)績(jī)效的衡量指標(biāo)。借鑒王艷和李善民的做法[19]，本文根據(jù)公式(2)計(jì)算持有并購(gòu)方股票的持有期收益率。

(2)

其中，Ri,t代表并購(gòu)企業(yè)i在并購(gòu)后第t月的實(shí)際收益率，Rp,t代表市場(chǎng)p在并購(gòu)后第t月的分市場(chǎng)收益率。當(dāng)T=1時(shí)，BHAR代表并購(gòu)后1個(gè)月的持有期收益率，取T=12即可計(jì)算并購(gòu)后12月內(nèi)持有并購(gòu)方股票的持有期收益率BHAR12。

2.解釋變量

本文的解釋變量為董事會(huì)非正式層級(jí)。在多家公司董事會(huì)任職的董事往往擁有更加廣泛的社會(huì)網(wǎng)絡(luò)，因此可以選取董事在不同董事會(huì)的兼職數(shù)量作為其社會(huì)資本的衡量指標(biāo)[10]?；嵯禂?shù)(Gini)能夠有效地反映董事會(huì)是否存在非正式層級(jí)及其清晰程度，因此借鑒武立東等的做法[25]，本文通過公式(3)計(jì)算董事會(huì)非正式層級(jí)的衡量指標(biāo)。

(3)

3.調(diào)節(jié)變量

(1)環(huán)境不確定性。環(huán)境不確定性是企業(yè)經(jīng)營(yíng)的外部因素，會(huì)對(duì)企業(yè)業(yè)績(jī)產(chǎn)生影響，因此可以通過計(jì)算公司的業(yè)績(jī)波動(dòng)作為環(huán)境不確定性的衡量指標(biāo)。借鑒申慧慧等的做法[36]，本文采用最小二乘法，通過公式(4)計(jì)算企業(yè)過去5年的非正常銷售收入。

Sale=φ0+φ1Year+ε

(4)

其中，Sale為企業(yè)的銷售收入，Year為年份。我們利用公式(4)來預(yù)測(cè)企業(yè)的正常銷售收入，計(jì)算殘差即可得到非正常銷售收入，將企業(yè)過去5年的非正常銷售收入標(biāo)準(zhǔn)差除以總銷售收入的平均值便可得到未經(jīng)行業(yè)調(diào)整的環(huán)境不確定性。我們將通過計(jì)算得到的同一年度、同一行業(yè)內(nèi)所有公司的中位數(shù)作為行業(yè)環(huán)境不確定性，將未經(jīng)行業(yè)調(diào)整的公司環(huán)境不確定性除以行業(yè)環(huán)境不確定性便可得到經(jīng)行業(yè)調(diào)整后的公司環(huán)境不確定性。經(jīng)行業(yè)調(diào)整后的不確定性生成啞變量EU，當(dāng)大于其中位數(shù)時(shí)，EU取1，表示環(huán)境不確定性高，否則取0，表示環(huán)境不確定性低。

表1 變量定義表

(2)股權(quán)集中度。借鑒張耀偉等的做法[11]，本文設(shè)計(jì)股權(quán)集中度變量(CR1)如下：若企業(yè)的第一大股東持股比例高于同一年份、同一行業(yè)所有公司的中位數(shù)，則CR1=1，否則CR1=0。

4.控制變量

為了控制其他因素的影響，參考已有研究[1]，本文設(shè)置以下控制變量：公司規(guī)模(Size)、資產(chǎn)負(fù)債率(Lev)、資產(chǎn)收益率(ROA)、企業(yè)年齡(Age)、高管持股比例(EShareratio)、董事持股比例(BShareratio)和支付方式(Payment)。此外，本文通過設(shè)置行業(yè)、年份虛擬變量控制了行業(yè)效應(yīng)和年度效應(yīng)。

各變量的具體定義見表1。

(三)模型構(gòu)建

為了驗(yàn)證所提假設(shè)，本文構(gòu)建檢驗(yàn)董事會(huì)非正式層級(jí)對(duì)企業(yè)短期并購(gòu)績(jī)效影響的模型(5)和對(duì)企業(yè)長(zhǎng)期并購(gòu)績(jī)效影響的模型(6)。

CAR(-5,5)=β0+β1Gini+β2Size+β3Lev+β4ROA+β5Age+β6EShareratio+β7BShareratio+β8Payment+β9Ind+β10Year+ζ

(5)

BHAR12=β0+β1Gini+β2Size+β3Lev+β4ROA+β5Age+β6EShareratio+β7BShareratio+β8Payment+β9Ind+β10Year+ζ

(6)

表2 變量的描述性統(tǒng)計(jì)

五、實(shí)證結(jié)果及分析

(一)描述性統(tǒng)計(jì)和相關(guān)性分析

變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果如表2所示。CAR(-5,5)的最小值為-0.2708，最大值為0.5867，均值為0.0282，中位數(shù)為0.0053；BHAR12的最小值為-1.0791，最大值為1.9978，均值為-0.0585，中位數(shù)為-0.1191，這說明不同企業(yè)間的并購(gòu)績(jī)效差異較大，但從整體來看，企業(yè)的短期并購(gòu)績(jī)效表現(xiàn)較好，長(zhǎng)期并購(gòu)績(jī)效表現(xiàn)較差。Gini的均值為0.1254，中位數(shù)為0.1515，最小值為0，最大值為0.4，說明董事會(huì)非正式層級(jí)存在于多數(shù)企業(yè)中，但清晰度在不同企業(yè)間參差不齊。在控制變量方面，Size的均值為22.8115，Lev的均值為0.5222，中位數(shù)為0.5347，處于合理水平；ROA的均值為0.0307，中位數(shù)為0.0285，說明樣本企業(yè)整體財(cái)務(wù)狀況良好；Age的均值為24.2873，說明樣本企業(yè)的發(fā)展和經(jīng)營(yíng)較為成熟；EShareratio的均值為0.0431，BShareratio的均值為0.0405，說明高管和董事平均持股比例較?。籔ayment的均值為0.9195，說明樣本中有91.95%的企業(yè)采用現(xiàn)金支付的方式進(jìn)行并購(gòu)。

變量的相關(guān)性分析結(jié)果如表3所示。CAR(-5,5)與Gini的相關(guān)系數(shù)為0.021，未通過顯著性檢驗(yàn)，但考慮到其他控制變量在回歸方程中計(jì)算的偏相關(guān)系數(shù)有可能是顯著的，因此董事會(huì)非正式層級(jí)與企業(yè)短期并購(gòu)績(jī)效的關(guān)系還需要進(jìn)行進(jìn)一步的多元回歸分析。BHAR12與Gini的相關(guān)系數(shù)為0.0383，且在10%的水平下顯著，這初步說明董事會(huì)非正式層級(jí)越清晰，企業(yè)的長(zhǎng)期并購(gòu)績(jī)效越好，假設(shè)1得到部分驗(yàn)證。

表3 變量的相關(guān)性分析

表4 董事會(huì)非正式層級(jí)與企業(yè)并購(gòu)績(jī)效的回歸結(jié)果

(二)多元回歸分析

1.董事會(huì)非正式層級(jí)與企業(yè)并購(gòu)績(jī)效的回歸分析

假設(shè)1的檢驗(yàn)結(jié)果如表4所示。結(jié)果顯示，董事會(huì)非正式層級(jí)越清晰，企業(yè)的長(zhǎng)期并購(gòu)績(jī)效越好，原因可能在于以下幾個(gè)方面：(1)董事會(huì)非正式層級(jí)對(duì)企業(yè)的并購(gòu)績(jī)效，尤其是短期并購(gòu)績(jī)效的作用可能還未受到投資者的關(guān)注，而企業(yè)經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)(ROA)以及支付方式(Payment)這些容易被投資者關(guān)注到的因素則更可能引發(fā)明顯的市場(chǎng)反應(yīng)[22]。(2)我國(guó)股票市場(chǎng)的信息效率低，市場(chǎng)干擾多，董事會(huì)非正式層級(jí)的治理作用在短期內(nèi)可能并沒有被觀察到。(3)董事會(huì)非正式層級(jí)在長(zhǎng)期表現(xiàn)出對(duì)并購(gòu)績(jī)效的正向影響，可能是因?yàn)榉钦綄蛹?jí)在并購(gòu)前的項(xiàng)目選擇、并購(gòu)中的進(jìn)程推進(jìn)以及并購(gòu)后的協(xié)同整合都起到了重要的積極治理作用，雖然短期內(nèi)未被投資者關(guān)注，但這些積極作用會(huì)在長(zhǎng)期內(nèi)反應(yīng)為收入增長(zhǎng)、業(yè)績(jī)提高等，引起投資者的注意，進(jìn)而提升并購(gòu)后的長(zhǎng)期市場(chǎng)績(jī)效。

在控制變量方面，企業(yè)規(guī)模(Size)對(duì)并購(gòu)績(jī)效具有消極影響，原因可能是公司規(guī)模越大，并購(gòu)后的協(xié)同整合效率越低，邊際收益越低，并購(gòu)績(jī)效也越低。企業(yè)的資產(chǎn)負(fù)債率(Lev)對(duì)企業(yè)的長(zhǎng)期并購(gòu)績(jī)效起到了正向作用，原因可能是負(fù)債水平高的公司更有可能通過并購(gòu)積極調(diào)整自身的資本結(jié)構(gòu)，對(duì)長(zhǎng)期績(jī)效具有提升作用。資產(chǎn)收益率(ROA)與企業(yè)并購(gòu)績(jī)效正相關(guān)，原因可能是成長(zhǎng)穩(wěn)健、業(yè)績(jī)良好的企業(yè)更有可能通過并購(gòu)實(shí)現(xiàn)有益的業(yè)務(wù)擴(kuò)張。支付方式(Payment)與企業(yè)并購(gòu)績(jī)效負(fù)相關(guān)，即現(xiàn)金支付降低了企業(yè)的并購(gòu)績(jī)效，原因可能是現(xiàn)金收購(gòu)降低了并購(gòu)規(guī)模，限制了企業(yè)規(guī)模較大的戰(zhàn)略性并購(gòu)，而規(guī)模較大的并購(gòu)活動(dòng)往往績(jī)效更好。

2.基于環(huán)境不確定性的分組檢驗(yàn)

為了驗(yàn)證假設(shè)2，本文檢驗(yàn)不同的環(huán)境不確定性下董事會(huì)非正式層級(jí)與企業(yè)并購(gòu)績(jī)效的關(guān)系，回歸結(jié)果如表5所示。列(1)和列(3)回歸結(jié)果顯示，Gini與CAR(-5，5)均無顯著關(guān)系，說明在不同程度的環(huán)境不確定性下，董事會(huì)非正式層級(jí)均不影響企業(yè)的短期并購(gòu)績(jī)效。列(2)和列(4)的回歸結(jié)果顯示，當(dāng)環(huán)境不確定性程度高時(shí)，Gini與BHAR12的系數(shù)為0.4095，且在1%的水平下顯著；當(dāng)環(huán)境不確定性程度低時(shí)，Gini與BHAR12的系數(shù)為0.0792，但未通過顯著性檢驗(yàn)。本文進(jìn)一步基于似無相關(guān)模型SUR進(jìn)行了組間系數(shù)差異性檢驗(yàn)，列(2)和列(4)中Gini的系數(shù)在10%水平下存在顯著差異?；貧w結(jié)果與組間系數(shù)差異性檢驗(yàn)結(jié)果說明，當(dāng)環(huán)境不確定性程度較高時(shí)，董事會(huì)非正式層級(jí)對(duì)企業(yè)長(zhǎng)期并購(gòu)績(jī)效的提升作用更加明顯，假設(shè)2得到部分驗(yàn)證。

3.基于股權(quán)集中度的分組檢驗(yàn)

為了驗(yàn)證假設(shè)3，本文檢驗(yàn)不同股權(quán)集中度下董事會(huì)非正式層級(jí)與企業(yè)并購(gòu)績(jī)效的關(guān)系，回歸結(jié)果如表6所示。列(1)和列(3)中Gini和CAR(-5,5)的系數(shù)均未通過顯著性檢驗(yàn)，說明無論股權(quán)集中度是高還是低，董事會(huì)非正式層級(jí)均不影響企業(yè)短期并購(gòu)績(jī)效。在列(2)和列(4)中，當(dāng)股權(quán)集中度較高時(shí)，Gini和BHAR12的系數(shù)未通過顯著性檢驗(yàn)；當(dāng)股權(quán)集中度較低時(shí)，Gini和BHAR12的系數(shù)為0.4027，且在1%的水平下顯著。進(jìn)一步的組間系數(shù)差異性結(jié)果顯示，列(2)和列(4)中Gini的系數(shù)在10%的水平下存在顯著差異，這說明當(dāng)企業(yè)的股權(quán)集中度較低時(shí)，清晰的董事會(huì)非正式層級(jí)對(duì)長(zhǎng)期并購(gòu)績(jī)效的提升作用更強(qiáng)，假設(shè)3得到部分驗(yàn)證。原因可能是：當(dāng)企業(yè)股權(quán)集中度較高時(shí)，第一大股東持股比例較高能夠引導(dǎo)董事會(huì)的決策過程，董事會(huì)非正式層級(jí)的重要性無法凸顯，而且該決策主要是基于第一大股東的個(gè)人權(quán)威，而非基于董事間有序充分的交流溝通，因此并購(gòu)決策的質(zhì)量難以得到保證。當(dāng)企業(yè)股權(quán)集中度較低時(shí)，股權(quán)較為分散，不同身份背景的董事能夠充分貢獻(xiàn)自己的信息和觀點(diǎn)，雖然發(fā)生沖突與矛盾的可能性以及對(duì)于信息整合的需求程度也會(huì)大大增加，但清晰的董事會(huì)非正式層級(jí)能夠協(xié)調(diào)董事會(huì)中的社交秩序，并對(duì)不同意見進(jìn)行有效整合，從而能夠提高企業(yè)并購(gòu)績(jī)效。

表5 基于環(huán)境不確定性的分組檢驗(yàn)

表6 基于股權(quán)集中度的分組檢驗(yàn)

(三)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1.傾向得分匹配法(PSM)

為了解決樣本自選擇導(dǎo)致的內(nèi)生性問題，本文采用傾向得分匹配方法對(duì)其進(jìn)行控制，分年度、分行業(yè)以變量Gini的中位數(shù)為標(biāo)準(zhǔn)設(shè)置處理組(董事會(huì)非正式層級(jí)清晰度高)與控制組(董事會(huì)非正式層級(jí)清晰度低)，基于匹配后的樣本進(jìn)行回歸分析，結(jié)果如表7所示。Gini和BHAR12的系數(shù)在10%的水平下顯著，說明董事會(huì)非正式層級(jí)的清晰度越高，企業(yè)的長(zhǎng)期并購(gòu)績(jī)效越好，這與前文所得結(jié)果一致。

2.Heckman兩階段模型

為了解決樣本選擇偏差導(dǎo)致的內(nèi)生性問題，本文采用Heckman兩階段模型對(duì)其進(jìn)行控制，結(jié)果如表8所示。首先，在Heckman第一階段的Probit回歸模型中，被解釋變量為Gini_group，當(dāng)Gini等于0時(shí)，Gini_group=0，表示董事會(huì)非正式層級(jí)未建立；當(dāng)Gini不等于0時(shí)，Gini_group=1，表示董事會(huì)非正式層級(jí)已建立。表8中列(2)和列(3)結(jié)果顯示，IMR的系數(shù)不顯著，且Gini與BHAR12的系數(shù)在5%的水平下顯著，說明樣本不存在明顯的選擇偏差問題，結(jié)果與前文一致。

3.改變變量的衡量方式

本文還嘗試分別計(jì)算CAR(-10，10)和BHAR24作為短期和長(zhǎng)期并購(gòu)績(jī)效的穩(wěn)健性檢驗(yàn)指標(biāo)。從表9中可以看出，回歸結(jié)果與前文一致。

六、進(jìn)一步研究

現(xiàn)有關(guān)于董事會(huì)非正式層級(jí)的文獻(xiàn)多是基于“結(jié)構(gòu)—績(jī)效”的分析框架，對(duì)影響機(jī)理進(jìn)行的探究也僅限于考慮其對(duì)董事會(huì)決策效率的影響[12]，而忽略了董事會(huì)非正式層級(jí)對(duì)公司實(shí)際經(jīng)營(yíng)的主要利益參與方即管理者的影響。事實(shí)上，管理層在企業(yè)并購(gòu)行為中發(fā)揮著重要作用。在兩權(quán)分離的背景下，信息不對(duì)稱程度提高，管理者的自由裁量權(quán)不斷提升，而并購(gòu)決策偏差與管理者自由裁量權(quán)密切相關(guān)。作為一種制衡機(jī)制，董事會(huì)對(duì)管理層的有效監(jiān)督能夠控制管理者的自由裁量權(quán)， 降低其實(shí)施不合理并購(gòu)的可能性。一方面，董事會(huì)非正式層級(jí)協(xié)調(diào)了董事成員之間的溝通秩序，降低了無效沖突的可能性，隨著內(nèi)部制約的強(qiáng)化，董事會(huì)的監(jiān)督效力也得以增強(qiáng)；另一方面，非正式層級(jí)也激發(fā)了更為充分有序的信息交流，能夠降低信息不對(duì)稱程度，增強(qiáng)了董事會(huì)的監(jiān)督職能。鑒于此，本文基于委托代理理論與行為金融理論，從管理者自利與管理者過度自信的中介效應(yīng)出發(fā)，探究董事會(huì)非正式層級(jí)對(duì)企業(yè)并購(gòu)績(jī)效的影響機(jī)理，以期拓展和補(bǔ)充“結(jié)構(gòu)—行為—績(jī)效”的研究框架。

表7 穩(wěn)健性檢驗(yàn)：傾向得分匹配法

表8 穩(wěn)健性檢驗(yàn)：Heckman兩階段模型

表9 穩(wěn)健性檢驗(yàn)：改變變量的衡量方式

(一)董事會(huì)非正式層級(jí)、管理者自利與企業(yè)并購(gòu)績(jī)效

委托代理理論認(rèn)為，由于正式契約的不完備性與信息不對(duì)稱性，管理者傾向于從自身利益最大化而非股東價(jià)值最大化出發(fā)，通過并購(gòu)擴(kuò)大企業(yè)規(guī)模，以獲得更多的可控制資源，提高薪酬水平和擴(kuò)大權(quán)力尋租空間。由高管自利動(dòng)機(jī)引發(fā)的機(jī)會(huì)主義并購(gòu)行為可能會(huì)忽略公司的投資效率，并造成并購(gòu)后績(jī)效的下降。清晰的董事會(huì)非正式層級(jí)有助于增強(qiáng)董事會(huì)的監(jiān)督職能，從而約束管理層的自利行為，進(jìn)而提升企業(yè)的并購(gòu)績(jī)效。當(dāng)企業(yè)持有大量的自由現(xiàn)金流時(shí)，管理者的尋租空間更大，因此企業(yè)自由現(xiàn)金流量多用于衡量管理者自利行為導(dǎo)致的代理成本。本文選擇經(jīng)行業(yè)調(diào)整后的自由現(xiàn)金流占資產(chǎn)的比作為管理者自利的代理變量，檢驗(yàn)管理者自利的中介效應(yīng)，經(jīng)行業(yè)調(diào)整后的自由現(xiàn)金流占資產(chǎn)的比用FCF表示，計(jì)算方式如下：

自由現(xiàn)金流占資產(chǎn)比=(息前稅后利潤(rùn)+折舊與攤銷-營(yíng)運(yùn)資本增加-資本支出)/總資產(chǎn)

(7)

表10 董事會(huì)非正式層級(jí)與企業(yè)并購(gòu)績(jī)效的作用機(jī)理檢驗(yàn)

檢驗(yàn)結(jié)果如表10中列(1)、列(2)和列(3)所示。在列(1)中，Gini與FCF的系數(shù)為-0.0758，且在5%的水平下顯著，說明董事會(huì)非正式層級(jí)能夠約束管理者的自利行為；在列(2)中，Gini在1%的顯著水平下與BHAR12正相關(guān)，F(xiàn)CF在5%的顯著水平下與BHAR12負(fù)相關(guān)，在采用逐步檢驗(yàn)法證明了中介效應(yīng)后，我們進(jìn)一步進(jìn)行了Sobel檢驗(yàn)，結(jié)果說明部分中介成立，中介效應(yīng)占比為4.4342%。這說明董事會(huì)非正式層級(jí)能夠通過增強(qiáng)董事會(huì)的監(jiān)督職能來約束管理者的自利行為，進(jìn)而提升企業(yè)長(zhǎng)期并購(gòu)績(jī)效。

(二)董事會(huì)非正式層級(jí)、管理者過度自信與企業(yè)并購(gòu)績(jī)效

行為金融理論認(rèn)為，管理者并非完全理性的，其投資決策偏差并非來自基于自利動(dòng)機(jī)的機(jī)會(huì)主義行為，更主要的原因是過度自信的心理特質(zhì)，且這種特質(zhì)在管理者中普遍存在。一方面，管理者會(huì)過高估計(jì)自身的經(jīng)營(yíng)管理能力，相信自己能主導(dǎo)并購(gòu)后資源的充分整合，高估了并購(gòu)后產(chǎn)生的協(xié)同效應(yīng)，從而推動(dòng)凈現(xiàn)值為負(fù)的并購(gòu)項(xiàng)目產(chǎn)生；另一方面，管理者會(huì)高估目標(biāo)企業(yè)的價(jià)值，認(rèn)為外部投資者沒有正確評(píng)估企業(yè)的價(jià)值，傾向于對(duì)目標(biāo)企業(yè)進(jìn)行溢價(jià)支付而超越了公司本身的價(jià)值，導(dǎo)致較差的并購(gòu)績(jī)效。因此，相對(duì)于理性的管理者，過度自信的管理者會(huì)更加頻繁地實(shí)施并購(gòu)活動(dòng)，且并購(gòu)績(jī)效更差。隨著董事會(huì)非正式層級(jí)的建立，董事會(huì)的監(jiān)督職能增強(qiáng)，能夠抑制管理者的過度自信行為，進(jìn)而提升企業(yè)的并購(gòu)績(jī)效。因此，借鑒Anwer和Duellman的研究[43]，本文引入資本性支出作為代理變量，檢驗(yàn)管理者過度自信的中介效應(yīng)，資本性支出用CapEx表示，計(jì)算方式如下：

資本性支出=(固定資產(chǎn)+無形資產(chǎn)+其他長(zhǎng)期資產(chǎn)支出)/總資產(chǎn)

(8)

檢驗(yàn)結(jié)果如表10中列(4)和列(5)所示。在列(4)中，Gini與CapEx的系數(shù)為-0.0587，且在5%的水平下顯著，說明董事會(huì)非正式層級(jí)能夠抑制管理者過度自信行為；在列(5)中，Gini在1%的顯著水平上與BHAR12正相關(guān)，F(xiàn)CF在5%的顯著水平上與BHAR12負(fù)相關(guān)，Sobel檢驗(yàn)結(jié)果顯著，部分中介成立，中介效應(yīng)占比為4.2169%。這說明董事會(huì)非正式層級(jí)能夠通過增強(qiáng)董事會(huì)的監(jiān)督職能來抑制管理者的過度自信行為，從而提升企業(yè)長(zhǎng)期并購(gòu)績(jī)效。

七、結(jié)論性評(píng)述

本文基于關(guān)系契約理論和社會(huì)資本理論，收集整理了2013—2018年中國(guó)滬深A(yù)股上市公司董事會(huì)成員的董事兼任數(shù)量來衡量其社會(huì)資本，同時(shí)借鑒基尼系數(shù)的思想，構(gòu)建了董事會(huì)非正式層級(jí)的代理變量，對(duì)董事會(huì)非正式層級(jí)對(duì)并購(gòu)績(jī)效的影響和作用機(jī)理進(jìn)行了理論分析和實(shí)證檢驗(yàn)。研究結(jié)果表明：董事會(huì)非正式層級(jí)越清晰，企業(yè)長(zhǎng)期并購(gòu)績(jī)效越好；環(huán)境不確定性程度越高、股權(quán)集中度越低，董事會(huì)非正式層級(jí)越能提升企業(yè)長(zhǎng)期并購(gòu)績(jī)效；董事會(huì)非正式層級(jí)能夠約束管理者的自利行為和抑制管理者的過度自信，從而提升企業(yè)的長(zhǎng)期并購(gòu)績(jī)效。

作為董事會(huì)內(nèi)部的非正式制度安排，董事會(huì)非正式層級(jí)對(duì)提升公司并購(gòu)績(jī)效、降低代理成本具有至關(guān)重要的作用。基于此，本文提出兩個(gè)方面的建議：一方面，應(yīng)圍繞高層級(jí)董事的選聘構(gòu)建董事會(huì)非正式層級(jí)，完善非正式的組織結(jié)構(gòu)，增強(qiáng)董事間的凝聚力，從而提升董事會(huì)的履職強(qiáng)度，提高董事會(huì)的履職效率。同時(shí)，需要重視董事會(huì)文化建設(shè)，強(qiáng)調(diào)權(quán)責(zé)一致，避免高層級(jí)董事利用個(gè)人權(quán)威進(jìn)行尋租。另一方面，應(yīng)圍繞董事會(huì)非正式層級(jí)規(guī)范公司治理體系，強(qiáng)化董事會(huì)與管理層的溝通管道，降低信息不對(duì)稱程度，突出非正式層級(jí)對(duì)管理層的監(jiān)督作用，降低代理成本，提升企業(yè)并購(gòu)績(jī)效，進(jìn)而提高企業(yè)的競(jìng)爭(zhēng)力和市場(chǎng)地位。