企業管理者過度自信與上市公司并購行為的績效研究

肖詩菲++譚淑文++廖萍++劉曉安+++張寶華

摘 要：企業管理者過度自信研究就是行為經濟學、管理學研究的一塊重要研究領域。本文通過對上市企業并購案例數據的收集，在對數據加工的基礎上，利用定量與定性相結合的分析方法，闡述了企業管理者過度自信對上市公司并購行為績效的影響。基于多元線性方程分析法，本文發現收購方的管理者越是過度自信，收購方從并購案中獲得的異常報酬越少。企業管理者發起并購案的次數越頻繁，企業股東在并購案公布后的收益越減少。

關鍵詞：兼并與收購 企業管理者過度自信 多元回歸分析

中圖分類號：F270 文獻標識碼：A 文章編號：1672-3791（2017）11（b）-0107-02

近年來，中國公司并購重組市場規模逐年擴大。2015年中國證監會公告了1444次并購重組事項，有數據披露，2015全年的并購時間共涉及交易金額達15766.49億元人民幣，平均每單的交易規模由2014年的10.63億人民幣增至20.14億元人民幣。普遍觀點認為，企業可以通過兼并與收購行為擴大現有的銷售規模、進入全新的市場領域、降低企業運行成本。然而，企業的實際收入和市場反映是否如企業預期？企業管理者的心理對企業做出并購決定有多大程度的影響？近年來，許多并購案中的收購方績效收入并不樂觀，而并購行為卻勢頭甚猛。因此，關于企業管理者過度自信對并購頻率與并購績效的影響的研究十分必要。

在國外，科學家們研究企業管理者過度自信對并購案績效的影響始于20世紀80年代。Roll（1986）最先提出“自負假說”（hubris hypothesis），打破了經濟學傳統的“理性人假設”。自負假說從行為經濟學角度闡釋了企業高管的過度自信與不成功的并購案之間的關系。Malmendier and Tate（2008）認為，過度自信的管理者大多認為他們具有信息優勢與不凡的個人能力，因此對個人決策的預估大多比較樂觀，采取激進的企業管理策略，導致公司過度擴張，最終股東利益受損。

在國內，我國諸多學者也提出同類觀點。史永東、朱廣印（2010）提出企業并購政策與管理者過度自信之間存在顯著的正相關關系。翟愛梅、張曉嬌（2012）指出管理者的過度自信對企業的并購決策產生了顯著影響，尤其是當企業現金流充裕時，并購決策愈加頻繁。管理者過度自信與企業績效呈顯著負相關，連續并購的財富效應呈遞減的趨勢。

1 數據來源、變量說明及描述性統計分析

1.1 數據來源

本文的樣本包括滬、深A股主板市場2014—2016年間發生了中國國內并購行為的上市公司。本文的數據主要來自于上海瑞思金融數據庫，以下為樣本選取的標準。

（1）收購方是中國國內A股上市公司，被收購方為非上市公司。

（2）收購方在收購交易完成后控股被收購方50%及以上。

（3）截止到2016年12月31日，收購案的狀態為已完成。

（4）剔除金融保險類公司的數據。因金融保險行業的并購行為通常收到較強的管制且該類公司的相關數據和其他類別的公司不具有直接可比性。

另外，本課題剔除了數據信息不完全的上市公司，選取了一個包含46個上市公司并購案例的樣本。同時從瑞思數據庫中下載了該15個企業的近三年年報。

1.2 控制變量說明

管理者過度自信主要體現在管理者相信自己比普通投資者更具有信息與資源優勢。因此，度量管理者過度自信程度可以從以下4個方面入手。

（1）并購頻率。

并購頻率（以DF代表）指的是收購方在連續3年內進行并購交易的次數。并購頻率可以體現出管理者過度自信的程度。Fuller等（2002）認為在連續3年時間內并購達到5次及以上可以被定義為高頻收購者。Doukas和 Petmezas（2007）指出，某些企業管理者急于為他們的簡歷錦上添花，通常進行多次并購。

（2）收購方近期表現。

收購方近期表現（以RAP代表）指的是收購方在并購案公告日前12個月的平均股價收益率（Hayward and Hambrick 1997）。據Kelley（1971）所述， 收購方的近期表現是度量管理者過度自信的一個重要指標。計算公式：

RAP=（Pend-Pinitial+Dividends）/Pinitial

式中，Pend代表收購方在并購案公告日一月前的收盤價。

Pinitial代表收購方在并購案公告日13個月前的開盤價。

Dividends代表12個月的股利分紅之和。

（3）企業管理者支配能力。

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

企業管理者獨立性（以CC表示）是衡量企業管理者支配能力的一個重要指標（Hayward and Hambrick 1997）。當企業管理者是董事會主席時，我們假定企業管理者獨立性數值為1，否則即為0。

1.3 被解釋變量的選取

（1）長期并購收益。

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

（2）短期并購收益。

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

累計超額收益的計算公式（CARs）：

1.4 回歸方程的設定

模型1短期并購收益：

CARs=b0+b1DF+b2RAP+b3CRP+b4CC+e （1）

模型2長期并購收益：

MARs=b0+b1DF+b2RAP+b3CRP+b4CC+e （2）

其中e為隨機誤差項，表示所建立的模型可能還存在遺漏的解釋變量、可能數據存在誤差、可能模型的函數形式不對等原因。

2 實證分析

變量的描述性統計。表1展示了解釋變量和被解釋變量間的相關性與P值結果。首先，數據分析結果表明收購方長期受益與短期受益呈高度正相關。由此可見，收購方的股價變動受并購公告發布的持續影響。另外，并購頻率、企業管理者獨立性與企業管理者支配能力與收購方長短期收益率呈負相關。

3 結論

依據線性回歸方程結果，結合前期調研結果，本文得出，管理者過度自信與并購績效呈顯著負相關，短期超額收益與收購方近期表現存在線性正相關，與高頻并購行為、企業管理者支配地位、企業管理者獨立性存在線性負相關。因此，管理者過度自信程度與短期并購績效存在線性負相關關系。

類似的，長期并購績效模型與短期并購績效模型具有相似的結果。

由此本文得出：（1）管理者過度自信與上市公司并購績效存在負相關關系。管理者過度自信是某些上市公司頻繁進行并購行為的原因，這些非理性的行為損害了上市公司的利益。（2）上市公司在進行并購案時可以考慮采取一些手段規避管理者過度自信給公司帶來的風險，如分散管理者權利，制定行之有效的制度限制管理者的頻繁并購行為。

參考文獻

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