金 婕

(浙江商業(yè)職業(yè)技術(shù)學(xué)院， 杭州 310053)

一、引言

并購(gòu)是企業(yè)進(jìn)行優(yōu)質(zhì)資源的整合、尋求快速成長(zhǎng)擴(kuò)張的重要戰(zhàn)略，然而隨之帶來(lái)的高業(yè)績(jī)承諾和巨額商譽(yù)，也給公司的經(jīng)營(yíng)發(fā)展帶來(lái)了隱患。不少公司并購(gòu)的業(yè)績(jī)未達(dá)到預(yù)期，商譽(yù)減值損失的計(jì)提也給公司的業(yè)績(jī)?cè)斐闪瞬蝗莺鲆暤挠绊懀步o資本市場(chǎng)帶來(lái)了較大的金融風(fēng)險(xiǎn)。高額的商譽(yù)來(lái)源于高額的并購(gòu)溢價(jià)，商譽(yù)減值從側(cè)面說(shuō)明了并購(gòu)的決策存在一定的失誤；不少研究也表明我國(guó)上市公司的并購(gòu)活動(dòng)總體對(duì)企業(yè)績(jī)效造成了負(fù)面的影響。對(duì)此，過(guò)度自信假說(shuō)認(rèn)為管理者普遍存在狂妄自大的心理，企業(yè)并購(gòu)時(shí)則容易高估并購(gòu)資產(chǎn)溢價(jià)和成功率等。那么，中國(guó)上市公司管理者的過(guò)度自信心理是否會(huì)對(duì)并購(gòu)的決策產(chǎn)生影響，造成后續(xù)商譽(yù)減值呢？另一方面，公司決策亦會(huì)受到公司內(nèi)部治理機(jī)構(gòu)的制約。那么公司治理是否能通過(guò)抑制管理者過(guò)度自信，降低商譽(yù)減值的概率和影響呢？基于以上問(wèn)題，以上市公司數(shù)據(jù)為樣本，研究管理者過(guò)度自信與商譽(yù)減值的關(guān)系，并進(jìn)一步分析公司治理對(duì)管理者的約束作用以及對(duì)商譽(yù)減值的影響。提供了管理者過(guò)度自信和商譽(yù)減值影響的相關(guān)數(shù)據(jù)，為企業(yè)完善經(jīng)營(yíng)決策，市場(chǎng)防范金融風(fēng)險(xiǎn)提供了建議。

二、理論分析與研究假設(shè)

(一) 管理者過(guò)度自信與商譽(yù)減值

與企業(yè)并購(gòu)的相關(guān)研究表明，多元化、產(chǎn)業(yè)關(guān)聯(lián)度、政治關(guān)聯(lián)因素等都會(huì)增加并購(gòu)整合的難度，但這些都是以傳統(tǒng)的"決策主體理性"的假設(shè)為前提的結(jié)論。而在心理學(xué)的研究成果融入了金融經(jīng)濟(jì)學(xué)領(lǐng)域之后，“管理者過(guò)度自信”這一“決策并非完全理性”的假設(shè)也成了影響決策效率的一個(gè)重要因素。早在Roll(1986)提出過(guò)度自信假說(shuō)時(shí)，就提出可能是管理者的過(guò)度支付導(dǎo)致了并購(gòu)績(jī)效的低下。此外，過(guò)度自信的管理者實(shí)施并購(gòu)的頻率也總是高于理性管理者，因而多次并購(gòu)使得后期商譽(yù)減值的情形愈加惡劣，進(jìn)一步增加了商譽(yù)減值的風(fēng)險(xiǎn)。現(xiàn)實(shí)中，我國(guó)市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)欣欣向榮的良好態(tài)勢(shì)和尚不完善的資本市場(chǎng)給我國(guó)的上市公司的管理者的過(guò)度自信提供了基礎(chǔ)，不完善的資本市場(chǎng)法律法規(guī)和公司治理制度更加助長(zhǎng)了我國(guó)管理者的過(guò)度自信，則很可能產(chǎn)生管理者對(duì)自身實(shí)力認(rèn)識(shí)不清、并購(gòu)風(fēng)險(xiǎn)的預(yù)估不合理、高估商譽(yù)溢價(jià)、收購(gòu)過(guò)于頻繁等問(wèn)題，導(dǎo)致并購(gòu)績(jī)效低下，商譽(yù)減值損失慘重。因此，對(duì)我國(guó)上市公司商譽(yù)減值和管理者過(guò)度自信的關(guān)系提出以下假設(shè)1。

假設(shè)1：我國(guó)上市公司管理者過(guò)度自信與商譽(yù)減值呈正相關(guān)關(guān)系。

(二) 公司治理與管理者過(guò)度自信、商譽(yù)減值

企業(yè)管理者較普通員工更容易過(guò)度自信，一部分來(lái)源于認(rèn)知偏差，另一部分來(lái)源于“控制幻覺(jué)”，即對(duì)公司決策的影響力和控制權(quán)；而根據(jù)現(xiàn)代公司治理的目標(biāo)，恰好是權(quán)力制衡和科學(xué)決策。章細(xì)貞(2012)的實(shí)證研究也證明了股東會(huì)制約和監(jiān)事會(huì)的監(jiān)督能力提高能抑制管理者過(guò)度自信帶來(lái)的決策偏誤，也減少了不合適的并購(gòu)決策。劉柏、梁超(2017)以中國(guó)企業(yè)跨國(guó)并購(gòu)為研究對(duì)象，發(fā)現(xiàn)治理結(jié)構(gòu)的變化和合適的并購(gòu)目標(biāo)選擇能減少董事會(huì)的過(guò)度自信，提高并購(gòu)績(jī)效。因此，良好的公司治理能很好地監(jiān)督和制衡這些自以為是的管理者，即能在一定程度上減輕管理者的過(guò)度自信的程度，對(duì)并購(gòu)決策產(chǎn)生間接影響，減少商譽(yù)減值的概率和程度?；谝陨戏治?，提出以下假設(shè)。

假設(shè)2：董事長(zhǎng)與總經(jīng)理兩權(quán)分離，能使管理者自信對(duì)商譽(yù)減值的影響變?nèi)?/p>

假設(shè)3：獨(dú)立董事比例提高，能使管理者自信對(duì)商譽(yù)減值的影響變?nèi)?/p>

假設(shè)4：股權(quán)制衡度的提高，能使管理者自信對(duì)商譽(yù)減值的影響變?nèi)?/p>

三、研究設(shè)計(jì)

(一) 樣本選擇

在選擇2012年到2019年中國(guó)境內(nèi)的上市公司數(shù)據(jù)的基礎(chǔ)上，剔除ST公司和數(shù)據(jù)缺失的公司。同時(shí)，通過(guò)Winsorize命令對(duì)所有的連續(xù)變量進(jìn)行了上下1 %極端值縮尾處理。最終得到1 256個(gè)公司年數(shù)據(jù)。

(二) 變量定義

被解釋變量：以虛擬變量商譽(yù)是否減值impair作為被解釋變量，若存在商譽(yù)減值則impair取值為1; 否則，impair的取值為0。解釋變量：以conf代表管理者過(guò)度自信。基于風(fēng)險(xiǎn)分散的思想的指導(dǎo)下，管理者應(yīng)減少持有本公司的股票或期權(quán)而轉(zhuǎn)投其他標(biāo)的，因此以管理者持有公司股份的比例，作為管理者過(guò)度自信的衡量。調(diào)節(jié)變量：選取公司治理相關(guān)調(diào)節(jié)變量如下：(1)董事長(zhǎng)兼任daul：若董事長(zhǎng)和總經(jīng)理為同一人則daul=1；否則daul=0。(2)獨(dú)立董事比例idr：通過(guò)公司獨(dú)立董事數(shù)量/董事會(huì)人數(shù)。(3)股權(quán)制衡度shrcr：第二到第五大股東所占股份之和/第一大股東所占股份。控制變量：商譽(yù)減值也會(huì)受到公司經(jīng)濟(jì)因素的印象，因此，選擇企業(yè)規(guī)模size(總資產(chǎn)取自然對(duì)數(shù))、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)Equitynature(國(guó)有企業(yè)則取值為1；非國(guó)有則為 0)、企業(yè)盈利情況ROE、財(cái)務(wù)杠桿Lev、成長(zhǎng)能力指標(biāo)Grow一共5個(gè)控制變量。同時(shí)對(duì)行業(yè)和年份設(shè)置虛擬變量，為剔除不同行業(yè)和年份影響。

(三) 模型構(gòu)建

為檢驗(yàn)假設(shè)一，借鑒Zhang(2016)和李姝(2017)的研究方法，構(gòu)建Probit模型驗(yàn)證管理者過(guò)度自信對(duì)商譽(yù)減值的影響：

impair=α0+α1Conf+α2Controls+∑industry+∑Year+ε

(1)

為驗(yàn)證假設(shè)二、三、四，引入代表兩職合一的變量“daul”和交乘項(xiàng)“conf×daul”，構(gòu)建模型(2)，檢驗(yàn)董事長(zhǎng)、總經(jīng)理的兩職分離對(duì)過(guò)度自信和商譽(yù)減值關(guān)系的影響；引入以獨(dú)董比例變量idr和交乘項(xiàng)conf×idr，構(gòu)建模型(3)，檢驗(yàn)獨(dú)立董事比例、過(guò)度自信和商譽(yù)減值的關(guān)系；引入股權(quán)制衡度shrcr和交乘項(xiàng)conf×shrcr，構(gòu)建模型(4)，檢驗(yàn)股權(quán)制衡度是否能影響過(guò)度自信和商譽(yù)減值的關(guān)系：

impair=β0+β1Conf+β2Conf×daul+β3daul+β4Controls+∑industry+∑Year+ε

(2)

impair=γ+γ1Conf+γ2Conf×idr+γ3idr+γ4Controls+∑industry+∑Year+ε

(3)

impair=δ0+δ1Conf+δ2Conf×shrcr+δ3shrcr+δ4Controls+∑industry+∑Year+ε

(4)

四、實(shí)證分析

(一) 描述性統(tǒng)計(jì)

首先對(duì)模型主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)，其中商譽(yù)減值impair的平均值為0.155 853 6，說(shuō)明2012年到2019年有15%的公司計(jì)提了商譽(yù)減值。過(guò)度自信conf的平均值為0.108 991 8，說(shuō)明上市公司平均管理層持股比例約為10%左右，最大值為89%，最小值為0。衡量公司治理的變量中，兩職合一的平均值為0.251 057 1，說(shuō)明有25%的企業(yè)存在總經(jīng)理和董事長(zhǎng)兼任的現(xiàn)象；獨(dú)立董事比例idr的平均值為0.373 803 6，說(shuō)明總體獨(dú)立董事比例約為三分之一以上；股權(quán)制衡度的平均值為0.718 384 7,說(shuō)明中國(guó)企業(yè)的股權(quán)制衡度總體在70 %左右。

(二) 回歸分析

第一，管理者過(guò)度自信與商譽(yù)減值關(guān)系的回歸結(jié)果。表1的第(1)列展示了管理者過(guò)度自信與商譽(yù)減值關(guān)系通過(guò)回歸的結(jié)果。在模型(1)中，主要解釋變量conf的系數(shù)為0.559>0且p<0.001，即管理者過(guò)度自信conf和被解釋變量商譽(yù)是否減值impair呈顯著的正相關(guān)關(guān)系。因此，假設(shè)一成立。第二，公司治理、管理者過(guò)度自信和商譽(yù)減值關(guān)系的回歸結(jié)果。表1的第(2)(3)(4)列展示了引入“董事長(zhǎng)與總經(jīng)理兼任”“股權(quán)制衡度”“獨(dú)立董事比例”交叉項(xiàng)后，管理者過(guò)度自信與商譽(yù)減值關(guān)系的通過(guò)回歸的結(jié)果。從回歸的結(jié)果來(lái)看，conf×daul的系數(shù)<0，且conf×daul系數(shù)的顯著性不高，說(shuō)明若董事長(zhǎng)與總經(jīng)理兩權(quán)分離，并不能使管理者自信對(duì)商譽(yù)減值的影響變?nèi)?，因此無(wú)法證明假設(shè)二成立；過(guò)度自信與獨(dú)立董事比例conf×idr的系數(shù)<0，且p<0.01,說(shuō)明獨(dú)立董事比例的提高可以一定程度抑制管理者自信對(duì)商譽(yù)減值的影響,假設(shè)三成立；conf×shrcr的系數(shù)<0，但顯著性不高，因此無(wú)法證明假設(shè)四成立。

表1 管理者過(guò)度自信、公司治理與商譽(yù)減值

(三) 實(shí)證結(jié)論

綜上所述，根據(jù)模型(1)的回歸分析，證明了我國(guó)上市公司的管理者過(guò)度自信與商譽(yù)減值正相關(guān)，即管理者越過(guò)度自信，上市公司并購(gòu)商譽(yù)減值的概率越大，即假設(shè)一成立。但是，經(jīng)過(guò)模型(2)到模型(4)的回歸分析，只有獨(dú)立董事比例的提高，可以抑制管理者自信對(duì)商譽(yù)減值的影響，證明了假設(shè)三成立；兩職分離、股權(quán)制衡度的提高都不能抑制管理者自信對(duì)商譽(yù)減值的正相關(guān)關(guān)系，即假設(shè)二、假設(shè)四不成立。由此可見(jiàn)，我國(guó)上市公司的管理者過(guò)度自信與商譽(yù)減值正相關(guān)；公司治理因素對(duì)管理者過(guò)度與商譽(yù)減值的關(guān)系存在一定的抑制作用，但總體上并不能很好地抑制管理者過(guò)度自信與商譽(yù)減值的關(guān)系。

(四)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了驗(yàn)證結(jié)果的穩(wěn)健性，參考了盧煜、曲曉輝(2016)等學(xué)者的做法，以當(dāng)期商譽(yù)減值金額除以期末總資產(chǎn)的比值衡量商譽(yù)減值風(fēng)險(xiǎn)，以logit回歸模型進(jìn)行檢驗(yàn)[15]。所得結(jié)果如表2所示。從第(1)列的整體結(jié)果來(lái)看，主要解釋變量conf的系數(shù)1.107>0且p值<0.001，即管理者過(guò)度自信conf和被解釋變量商譽(yù)減值風(fēng)險(xiǎn)impairement呈顯著的正相關(guān)關(guān)系。因此，該穩(wěn)健性檢驗(yàn)又一次證實(shí)了管理者過(guò)度自信更易引起企業(yè)的商譽(yù)減值，證明了假設(shè)一的成立。從第(2)列到第(4)列的結(jié)果來(lái)看，conf×daul、conf×shrcr的系數(shù)均不顯著，conf×idr的系數(shù)<0且p值<0.001,說(shuō)明獨(dú)立董事比例提高能抑制管理者過(guò)度自信與商譽(yù)減值的關(guān)系，董事長(zhǎng)與總經(jīng)理分離、股權(quán)制衡度提高并不能抑制管理者過(guò)度自信與商譽(yù)減值的關(guān)系。

表2 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

五、結(jié)語(yǔ)

研究結(jié)果表明，我國(guó)上市公司的管理者過(guò)度自信與商譽(yù)減值正相關(guān)，即公司管理者越過(guò)度自信，上市公司并購(gòu)商譽(yù)減值的概率越大。這其中主要的成因是過(guò)度自信的管理者更容易高估自己和企業(yè)的實(shí)力、更頻繁地做出并購(gòu)決策，做出不合適的決定，從而進(jìn)一步加大了減值風(fēng)險(xiǎn)，從而導(dǎo)致商譽(yù)減值的概率增加。從公司治理要素考察了公司治理對(duì)管理者過(guò)度自信與并購(gòu)商譽(yù)減值的影響。研究發(fā)現(xiàn)，我國(guó)上市公司的公司治理只在一定程度上抑制了管理者過(guò)度自信與商譽(yù)減值的關(guān)系，即只有提高獨(dú)立董事比例能一定程度削弱管理者過(guò)度自信和商譽(yù)減值的正相關(guān)關(guān)系，而其他治理要素的抑制作用并不顯著。因此，我國(guó)上市公司的公司治理總體上并不能很好地抑制管理者過(guò)度自信與商譽(yù)減值的關(guān)系。因此，公司管理者和決策者應(yīng)積極提升個(gè)人能力，減少過(guò)度自信這一非理性因素的負(fù)面影響；同時(shí)對(duì)并購(gòu)等重大決策保持更審慎的態(tài)度，避免沖動(dòng)和高風(fēng)險(xiǎn)、低收益的決定，提高決策水平和決策效率。除管理者自身要素外，我國(guó)上市公司應(yīng)努力提升公司治理水平，讓公司治理發(fā)揮更大的效用。由此可見(jiàn)，中國(guó)上市公司的內(nèi)部治理結(jié)構(gòu)在抑制管理者過(guò)度自信和商譽(yù)減值的相關(guān)性中并未完全發(fā)揮作用，如此亦更需要外部機(jī)制的保護(hù)。因此，政府和專業(yè)機(jī)構(gòu)的監(jiān)管應(yīng)當(dāng)更進(jìn)一步發(fā)揮作用，降低管理者過(guò)度自信給商譽(yù)減值帶來(lái)的不利影響。