郭碧宇

摘 要：2018年，我國證監(jiān)會對并購重組提出了要求，企業(yè)的并購重組獲得了政策的支持和指導，至今并購浪潮此起披伏。在新的市場環(huán)境下，并購顯得至關重要，現(xiàn)有數(shù)據(jù)表明高管風險偏好對企業(yè)并購績效的作用力不小。文章探討高管風險偏好對企業(yè)并購績效的影響，嘗試進一步獲取高管風偏好對企業(yè)并購績效的影響證據(jù)。研究結果發(fā)現(xiàn)風險偏好相對高的企業(yè)，并購績效往往會更好。

關鍵詞：高管 風險偏好 并購績效

中圖分類號：F270 ?文獻標識碼：A

文章編號：1004-4914（2021）10-057-03

2018年11月證監(jiān)會發(fā)布公開發(fā)行證券的公司信息披露內容與格式準則第26號——上市公司重大資產重組（2018年修訂）標志著證監(jiān)會對并購重組的重新表態(tài)，是2016年以來并購重組嚴監(jiān)管趨勢的持續(xù)放松。一系列制度的出臺，主要目的就是要提升并購重組在化解公司經營困境、優(yōu)化資源配置和產業(yè)結構調整、提高上市公司質量等方面的積極作用。并購重組的政策支持，已經促進近兩年并購活動越來越多。

各種類型的高管對待風險的看法各異，不同風險偏好會導向不一樣的判斷結果。在國家政策支持的市場環(huán)境下，未來必然是并購潮爆發(fā)的時代，如何使這次并購浪潮為企業(yè)帶來可觀收益，成了各企業(yè)不得不面對的問題。

一、本文依據(jù)的并購基礎理論

（一）效率理論

并購活動具有潛在的社會效益，即“1+1>2”。具體的效率有管理協(xié)同效應、經營協(xié)同效應（假設前提是存在規(guī)模經濟和范圍經濟）、財務協(xié)同效應（包括融資成本降低、合理避稅和企業(yè)剩余資金的使用效率等）、價值被低估理論。

（二）交易費用理論

Coase在1937年提出了“交易費用”的概念，他相信市場和公司是兩類能夠相互調整的資源分配模式，市場交易成本不低，企業(yè)存在的原因在于，有些交易的交易費用在企業(yè)內部進行比在市場上購買要少得多。

二、高管風險偏好的理論分析

風險偏好也分為風險厭惡、風險承受以及風險愛好等，基本都是根據(jù)不一樣的出發(fā)點來闡述公司和個人對風險的應對模式。最初的定義是由Arrow和Pratt通過效用函數(shù)提出的，他們按照效用曲線的差異，把風險偏好分成了三類。后續(xù)的學者們，更傾向于對風險偏好量化的研究，例如，國外專家設計出一份能夠計量高管風險偏好的問卷，并對風險偏好進行賦值，數(shù)值的區(qū)間為1至20，且該指數(shù)越大，高管的風險偏好水平就越高。怎樣挑選影響高管偏好的因素來打造一個相對全面的指標，之后對風險偏好情況實施判斷，是未來的研究方向。

目前采用較多的風險偏好的量化方法如下：

（一）絕對厭惡風險系數(shù)

絕對風險厭惡系數(shù)，最初由Arrow提出，用于衡量風險偏好程度方法。

DARA系數(shù)以效用函數(shù)為基礎，認為風險厭惡程度（RA）可以用下列公式來度量：

當個體的期望效用下降水平越明顯時，個體的風險承受度越低，風險厭惡程度越高。當公式中的值大于0，表示個體的風險厭惡，小于0時風險愛好，等于0時風險承受。然而目前，使用DARA方法來衡量風險偏好還沒有被普遍接受，主要在于DARA的幾個不足：效用函數(shù)只涉及了財富的影響，沒能夠將其他個人特征和外界因素結合起來，而實際上，這些因素都會對風險偏好產生或多或少的影響;將風險偏好分為三類：風險厭惡、風險愛好和風險承受，但是這種劃分并不絕對成立。

（二）相對風險偏好

現(xiàn)有研究大多以高管個人背景特征為基礎，綜合了年齡、任期、性別、受教育程度、資源等情況，研究人員把滬深兩地4437家上市企業(yè)作為案例，構建了風險偏好水平模型，采用相對風險厭惡指數(shù)，即風險資產占總資產比率，用包含股權的薪酬結構和個人特征等變量組合的潛在風險偏好指數(shù)來間接地衡量風險偏好水平。還有學者認為，管理者的風險偏好能夠借助企業(yè)所作出的財務選擇來體現(xiàn)，可以挑選風險資產占資產的比例當作管理者風險特點的數(shù)據(jù)，計算管理者風險特點的判斷依據(jù)，以風險資產占比來確定這一標準，并以此評估管理者風險偏好。

另外，還有專家選取了2008—2016年上海和深圳交易所A股非金融類上市公司作為研究樣本，研究發(fā)現(xiàn)企業(yè)風險承擔與其創(chuàng)新績效存在一定關系，如果企業(yè)風險承擔水平在合理范圍，不超出最佳的風險承擔水平，適當提高企業(yè)風險承擔，可以促進企業(yè)創(chuàng)新績效。

本文提出以下假設：企業(yè)的風險偏好與并購績效顯著正相關，即具有高風險偏好的企業(yè)實施并購績效更好。

三、研究設計

（一）樣本選取與數(shù)據(jù)來源

本文選取滬深兩地A股上市公司以及創(chuàng)業(yè)板上市公司為研究樣本。本文涉及的數(shù)據(jù)來源基本都是國泰安（CSMAR）數(shù)據(jù)庫，計算工具是SPSS16.0和EXCEL。

（二）高管風險偏好水平度量

我國有研究人員相信管理者的風險偏好是能夠借助企業(yè)所做出的財務判斷來體現(xiàn)的，可以挑選風險資產的占比當作代理變量。本文認為，高管風險偏好很大程度上會影響企業(yè)決策，企業(yè)資源配置也會受到相應的影響，即會影響風險資產與總資產的比例，而風險資產變化，排除了盈余管理等高管謀取自身利益的干擾。因此，本文決定使用企業(yè)的風險資產占比來判斷高管風險偏好水平，具體的計算公式為：

其中，MRP為高管風險偏好，F(xiàn)AFVTPL為交易性金融資產，F(xiàn)AS為可供出售金融資產，IP為投資性房地產。

（三）企業(yè)并購績效度量

盡管本文研究的是企業(yè)高管的風險偏好對并購績效的影響，然而企業(yè)并購績效的影響因素較多。EVA雖然很完美的剔除了會計信息不準確問題，但在計算過程中，系數(shù)缺乏準確性，因此，結合財務指標法以及因子分析法的優(yōu)點，本文將同時采用兩種方法，先對各指標進行因子分析，通過降維的方法提取關鍵因子后，用關鍵因子來反映企業(yè)并購績效，以避免造成研究太過復雜。

（四）變量定義

1.高管風險偏好。MRP即高管財富信息不屬于強制披露信息，無法精準確定高管風險偏好，因此，本文對高管風險偏好的度量方法，采用風險資產和安全資產的比率，作為高管風險偏好的代理變量，得到MRP的計算公式為：

其中，F(xiàn)AFVTPL是指年末企業(yè)持有交易性金融資產的價值，F(xiàn)AS是指年末企業(yè)持有可供出售金融資產的價值，IP是指年末企業(yè)持有投資性房地產的價值。本文中高管風險偏好僅采用并購當年的，主要考察并購當年的風險偏好對并購后第一年、第二年績效的影響。

2.企業(yè)并購績效。對t企業(yè)第i期績效的衡量采用財務指標法，因此，根據(jù)償債能力指標（速動比率X1、資產負債率X2）、發(fā)展能力指標（總資產增長率X3、凈利潤增長率X4）、營運能力指標（應收賬款周轉率X5、總資產周轉率X6）、盈利能力指標（總資產凈利潤率X7、凈資產收益率X8）、每股收益（X9）的9個指標，結合因子分析法對企業(yè)并購前一年，并購后第一年，并購后第二年的績效進行衡量?？紤]到行業(yè)性質對績效影響較大，需要排除行業(yè)對并購績效的影響，增加變量行業(yè)平均績效水平Performanceij，表示第i期，j行業(yè)的平均績效。根據(jù)因子分析的結果，可以得出各個公共因子的得分系數(shù)矩陣，計算出四個公共因子的行業(yè)平均指標以后，結合被解釋的總方差表，根據(jù)方差貢獻率占總解釋的方差比例，計算出行業(yè)平均績效：

其中β0β1…γ0，γ1…δ0和δ1…為個因子得分系數(shù)μ0，μ1…為各個公共因子方差貢獻率占總解釋的方差比例。

選取的財務指標包括以下9個，償債能力（速動比率、資產負債率）、發(fā)展能力（總資產增長率、凈利潤增長率）、經營能力（應收賬款周轉率、總資產周轉率）、盈利能力（總資產凈利潤率、凈資產收益率）和每股收益。具體計算方法，會在變量定義中詳細描述。

3.控制變量。并購支付方式（PM）：對現(xiàn)金支付的并購計1，其他支付方式計為0。企業(yè)在并購交易活動中采用現(xiàn)金支付方式可以獲得正向的并購績效。在企業(yè)并購交易活動中采用股票支付方式會獲得負的并購績效，而在并購交易活動中采用混合支付方式對企業(yè)并購績效無法產生影響。

第一大股東持股比（TSP）：以第一大股東占總股數(shù)的比例衡量。表明第一大股東持股比會對企業(yè)的并購績效產生影響。

董事會獨立性（BI）：以獨立董事占董事會總人數(shù)的比例衡量。

董事會規(guī)模（BS）：以董事會總人數(shù)衡量。

企業(yè)規(guī)模（ES）：以企業(yè)總資產的自然對數(shù)衡量。

（五）變量定義表

（六）模型建立

為了檢驗假設高管風險偏好對企業(yè)并購績效有正面影響，建立模型（1）：

α1，α2，α3，α4，α5，α6為待估計的回歸系數(shù)，α0為常數(shù)項。MRP為高管風險偏好，PM為并購支付方式，TSP為第一大股東持股比例，BI為董事會獨立性，BS為董事會規(guī)模，ES為企業(yè)規(guī)模。

四、研究結果

（一）描述性統(tǒng)計分析

由上表可知，高管風險偏好、企業(yè)并購績效、并購支付方式、第一大股東持股比、董事會獨立性、董事會規(guī)模等變量均為2015年的值，因此，與2016年的描述性統(tǒng)計表沒有很大差別。從2017年并購績效來看，最大值為110.99，最小為-5.33，總體績效較小。

（二）相關性分析

為調查不同變量有沒有多重共線性問題，對樣本實行變量間相關性分析，開展Pearson和Spearman相關性檢驗。按照數(shù)據(jù)來看，不同變量的相關系數(shù)值都不大，2016年變量之間相關系數(shù)最大值為0.570，遠遠低于0.8的經驗判斷值，表明模型各變量沒有明顯的多重共線性問題。并且，高管風險偏好與2016年并購績效在1%的水平下相關系數(shù)顯著為正，初步驗證了本文的假設。同理，2017年變量之間相關系數(shù)最大值為0.643，表明多重共線性問題不大。同時，Pearson和Spearman檢驗結果較一致，PMA和MPR的相關性系數(shù)處于0.17和0.1之間，表明變量的選取是正確的。

（三）并購績效評價

1.因子分析適用性判斷。2016年企業(yè)并購績效的多個指標KMO檢驗結果為0.685，根據(jù)Kaiser給出的判斷依據(jù)，KMO值超過0.5，即可開展因子研究，Bartlett’s球度檢驗P值為0.000，不到1%，亦表明樣本可以開展因子研究。

2.提取公共因子。提取出前4個公共因子，方差貢獻率分別為28.879、17.096、11.358、10.936，其累計方差貢獻率達到了68.269%，接近70%，四個公共因子可以解釋指標變量所包含信息的68.269%，表明最初指標代表的絕大部分財務數(shù)據(jù)信息能夠被4個公共因子反映出來。得出2016年企業(yè)并購績效的計算公式：

Performance2tj=0.2376*F1+0.1406*F2+0.0934*F3+0.09*F4

其中F1，F(xiàn)2，F(xiàn)3，F(xiàn)4分別為提取出的4個公共因子。Performance2t表示并購后第一年的t公司的績效。

五、結論與建議

本文得出的結論：高管風險偏好對企業(yè)并購績效有正相關關系。企業(yè)規(guī)模和第一大股東持股比例對企業(yè)并購績效有正向顯著影響。

基于以上結論，本文提出以下建議：第一，并購活動一定要注意風險控制;第二，激勵高管對企業(yè)管理和長遠發(fā)展的責任感和積極性;第三，在合理的情況下，使高管能夠承擔風險，選擇對企業(yè)發(fā)展有利的決策。

參考文獻：

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（作者單位：杭州瑞德設計股份有限公司 浙江杭州 310052）

（責編：賈偉）