企業經營風險對并購行為的影響和機制

■朱冠平，扈文秀，車閃閃

一、引言

并購作為企業在資本市場中加強資源整合的重要手段，是企業通過資源配置實現核心競爭力的重要戰略選擇，對促進企業生存發展和國家穩定具有重要的作用。但由于代理問題，信息不對稱和管理者行為偏差常常導致無效率的次優資源配置（崔志霞和臧秀清，2017）。有效的并購行為不僅能夠使企業的競爭力、生產成本和交易費用等方面得到積極改善，發揮規模經濟、范圍經濟和財務避稅等協同效應，而且還能有助于國家調整產業結構，轉變經濟增長方式，穩定就業和擴大國際市場影響力（朱冠平等，2019）。據國泰安數據顯示，過去5年我國上市公司平均發生并購次數為2.96次，較前一個5 年2.45 次，同比增長20.81%。在發生并購的上市公司中，過去5 年每100 家上市公司中約有70 家上市公司發生了并購，較前一個5 年59 家，同比增長18.64%。

目前，我國經濟正進入經濟轉型關鍵階段，企業經營面臨著諸多不確定性。從國內層面看，持續的經濟下行，消費增速放緩和融資難融資貴等問題給企業經營帶來的困擾日益凸顯。為推動經濟快速轉型升級，地方政府頻繁調整和出臺一系列經濟政策和財稅政策，導致企業很難及時準確地了解經濟政策和財稅政策的意圖。部分地方政府受限于財政資金約束，更是出現對經濟等政策優惠無法兌現或延期支付的情形，這導致企業經營環境不確定性增加。從國際層面看，近年來，國際環境復雜多變，全球經濟增速放緩，單邊主義和保護主義加劇以及貿易摩擦持續升級等，尤其是2016年后中美貿易爭端引起的關稅壁壘、技術壁壘和國外需求波動，更是給我國的企業生產、銷售和出口帶來了極大的經營不確定性（黃鵬等，2018）。

代理理論認為，在信息不對稱和缺乏約束機制時，管理者為了獲取更多私人收益，經常會投資于凈現值為負的投資項目，在高度不確定情形時更易出現上述行為，這主要是因為管理者可以將投資失敗歸因于外部經營環境，而非個人能力因素（Yaghoubi et al.，2016）。折射出一個值得思考的問題，即在當前復雜和動態的經濟環境下，企業經營風險，這個帶有不確定性的因素，是否真會促進并購行為的發起？如果是，又是通過何種機制產生影響？對于這些問題的回答，不僅有助于企業了解經營風險對并購行為的經濟后果，而且能夠為政府推出“優化營商環境、振興實體經濟和走向國際市場”等重大經濟政策提供強有力的理論支撐。

二、理論分析與假設提出

目前，國內外對企業并購行為的研究文獻較多，但是鮮有文獻涉及企業經營風險對并購行為的影響，筆者將著重從企業經營風險和并購行為兩個方面分別進行梳理，以期挖掘出兩者間的影響關系。近年來，企業面臨的經營風險越來越復雜，不僅有來自國內和國際復雜經營環境所引起的經營風險，更有來自企業內部管理者代理和公司治理不足所衍生的道德經營風險。當企業經營風險較大時，在信息不對稱和缺乏約束機制時，管理者為了獲取更多私人收益，經常會作出過度投資等非效率投資決策。在環境不確定情形時，更是如此，這主要在于管理者可以將投資失敗歸因于外部環境，而非個人能力因素（Yaghoubi et al.，2016）。并購作為投資中的一種，企業經營風險可能也會促進并購行為的發生。當企業經營風險較大時，企業的經營業績和財務彈性不確定程度增大，這將導致企業發生財務危機和被清算并購的概率增大，囿于高管的人力資本專用性、解雇后高額的轉換成本以及被炒后聲譽的下降等因素，在高度經營風險環境下，高管可能會減少過度投資等非效率投資行為。這表明企業經營風險可能會抑制并購行為的發生（Kumar& Langberg，2009；Choi & Jeon，2011；Azhar et al.，2019）。此外，Bonaime et al.（2018）認為企業面對的不確定性信息越多，諸如經濟政策、財稅政策和貨幣政策等的不確定，企業實施并購的傾向越低。但Duchin&Schmidt（2008）卻認為外部環境的不確定性有助于推動并購浪潮的發生，意味著企業經營風險也可能增加并購行為。

以上研究文獻表明企業經營風險對并購行為的影響，既有可能是正向關系，也有可能是負向關系，更有可能兩者結合，存在非線性關系。根據已有文獻，企業經營風險可能會通過三個渠道影響并購行為。

首先，從代理行為層面看，當企業經營風險較低時，為了追求更好的未來發展、更多的榮譽和更高的權力，管理者的代理行為傾向表現得較低，會減少眼前的在職消費等自利行為，更多地采取擴大企業規模的戰略。而隨著企業經營風險增大，囿于企業破產風險的增加、被炒后聲譽的下降以及解雇后高額的轉換成本等因素，管理者的代理行為將變得更高，因而會降低并購行為，反而會更多追求眼前的在職消費等自利行為（Garfinkel &Hankins，2010；侯巧銘等，2017）。其次，從管理者短視層面看，當企業經營風險較低時，管理者短視較低，這有助于管理者發起資產收購、吸收合并和股權轉讓等長期投資。而在企業經營風險較高時，管理者短視變得較大，將促使管理者增加對交易性金融資產等短期投資的持有和減少長期股權投資（劉端和陳收，2006；Sindhu，2014），從而抑制了并購行為。最后，從融資約束層面看，當企業經營風險較低時，企業獲得的自發融資、商業信用融資和銀行等金融機構的支持較多，融資成本較低，有助于企業實施并購行為，而經營風險高的企業通常處于商業信用短缺狀態，不僅企業信用融資較低，來自于銀行等金融機構貸款融資也將面臨較高的融資成本，這制約了企業資金獲取，抑制了企業并購行為（Almeida & Campello，2007；王竹泉等，2017）。

綜上所述，筆者認為企業經營風險對并購行為的影響是倒U 型關系，在低經營風險區域，管理者將傾向于發起并購行為，而在高經營風險區域時，管理者將傾向于減少并購行為。因此，提出研究假設：

H1：企業經營風險與并購行為存在顯著倒U型關系

三、樣本選取和研究設計

（一）樣本選取

以2014—2018 年滬深A 股上市公司為研究樣本。因為國務院在2014年初頒發了《關于進一步優化企業兼并重組市場環境的意見》（國發〔2014〕14號）的指導政策，為避免并購政策的影響，所以剔除了2014 年前的數據。對期間樣本數據也進行如下篩選：剔除金融和保險類上市公司；剔除ST 類的上市公司；剔除并購交易失敗的數據；剔除重組類型為資產剝離、資產置換、債務重組和股份回購的上市公司；剔除數據缺失的上市公司。經過上述篩選和處理，最終獲得13848個觀察數據。同時，為避免極端值的影響，對連續變量兩端進行1%的縮尾處理。數據來源于國泰安數據庫。

（二）研究設計

為檢驗企業經營風險對并購行為的影響，同時，考慮到可能存在的反向因果關系，構建如下4個待檢驗模型：

其中，YON 為并購傾向，如果當年發生了并購行為，則取1，否則0，采用邏輯模型進行估計。FRE為并購次數，是指企業當年發生的并購總數，由于變量為非負整數，采用泊松模型進行估計（孟慶斌等，2018）。Risk 為企業經營風險指數，而Risk2 則為企業經營風險指數平方項。借鑒李建軍和韓珣（2019）的做法，經營風險指數=3.3×息稅前利潤/總資產+1.4×留存收益/總資產+1.2×營運資產/總資產+0.6×股票總市值/負債賬面價值+0.999×銷售收入/總資產。需要說明的是，該經營風險指數是反向指標，若經營風險指數越大，則表明企業經營風險越小。相反，當經營風險指數越小時，則表明企業經營風險越大。TQ、MSH、Nature、IDR、CR 和Balance為控制變量，Year 和Industry 為時間效應和行業效應。βi為待估系數，p為滯后期數，而ε為殘差。詳細變量解釋見表1。

表1 變量定義和計算

四、實證結果分析

（一）描述性統計和相關性分析

描述性統計結果顯示，企業并購傾向均值為0.711，表明我國上市公司在過去5 年間每100 家中有約71 家發生了并購行為，而并購次數均值為2.96，表明所選樣本的上市公司平均每年約發生3次并購行為。企業經營風險指數均值為6.434，最小值為0.738，最大值為44.99，表明我國上市公司總體上處在較高的風險水平上且公司間相差較大。相關系數結果顯示，企業經營風險指數與并購傾向和并購次數的相關系數分別為-0.012 和-0.022，前者在10%下不顯著，后者在5%下顯著，初步表明企業經營風險指數與并購行為存在負相關關系，但更為充分的證據需要多元回歸分析得出。

（二）主回歸分析

為檢驗企業經營風險與并購行為的關系，對其進行邏輯和泊松多元回歸，結果見表2。其中，第2—4列為并購傾向，而第5—7列為并購次數。由第2—4 列結果顯示經營風險指數平方項的系數分別為0.0011、0.0007 和0.0059，且分別在1%、1%和5%水平下顯著，表明不存在反向因果關系，經營風險指數與并購傾向具有顯著的U 型關系，由經營風險指數與經營風險大小反向關系可知，企業經營風險與并購傾向呈現倒U 型關系。第5—7 列結果顯示經營風險指數平方項的系數分別為0.0005、0.0002和0.0004，且分別在1%、10%和1%水平下顯著，這表明在排除反向因果關系后，企業經營風險指數與并購次數具有顯著的U型關系。同樣，由反向關系可知，企業經營風險與并購次數呈現倒U 型關系。綜上表明，企業經營風險與并購行為呈現倒U型關系，在倒U型的左邊，企業經營風險有助于并購行為，而在倒U型的右邊，企業經營風險會抑制并購行為。

表2 主回歸結果

（三）穩健性檢驗

前文主回歸結果顯示，企業經營風險與并購傾向和并購次數呈現倒U 型關系。為檢驗其穩健性，做了如下穩健性測試：一是重構變量檢驗。為避免關聯交易和重大資產重組交易可能影響結果，進一步將并購行為中關聯交易和重大資產并購剔除。二是固定效應檢驗。借鑒朱冠平等（2019）的做法，為避免企業并購可能因創始人理念、企業文化以及高管偏好等不同導致企業異質性，排除公司層面的因素，選取2014—2018 年間的面板數據進行回歸。三是改變測量模型。借鑒孟慶斌等（2018）的做法，將并購傾向采用Probit 回歸，而并購次數采用負二項回歸，重新回歸。四是刪減樣本期間檢驗。為避免選取的樣本數據存在時間偏好，剔除2015年前的數據后對樣本進行再次檢驗。結果均表明企業經營風險與并購行為呈倒U 型關系。限于篇幅，穩健性結果留存備索。

五、傳導機制檢驗

（一）從代理行為角度分析企業經營風險與并購行為的關系

代理行為是指在逐利本性的驅使下，管理者往往會偏好于自身利益最大化而非企業價值最大化的投資項目。該行為不是靜止不變的，而是隨企業狀態動態變化，在不同的企業狀態下會表現出不同的投資行為（高明華和譚玥寧，2014）。當企業經營風險較低時，為了追求更好的職業發展、更多的未來消費和更高的權威榮譽，管理者可能傾向于表現出低代理行為，會減少眼前的在職消費等自利行為，更多地采取擴大企業規模的并購行為。而隨著企業經營風險增大，囿于被炒后聲譽的下降、解雇后高額的轉換成本以及自由現金不足等因素的影響下，管理者的代理行為將可能變得更高，會減少擴大企業規模的并購行為，反而會追求眼前的在職消費等自利行為（Garfinkel&Hankins，2011；侯巧銘等，2017）。因此，企業經營風險與并購行為的倒U型關系可能是先通過影響管理者代理行為，進而影響并購行為。為檢驗這一傳導作用，借鑒董保寶（2014）的做法，構建如下傳導計量模型：

其中，MAB 為并購行為，分為并購傾向和并購次數。MF為管理者代理行為，借鑒侯巧銘等（2017）的做法，以管理費用率作為管理者代理行為的代理指標。CV 為一系列的控制變量的縮寫。βi，αi和θi為待估系數。其余變量解釋同上文。如果代理行為在企業經營風險影響并購行為中具有傳導功能，則滿足β2，α2和θ3均顯著，而θ2的顯著性則控制著是部分傳導效應還是完全傳導效應（董保寶，2014）。

表3報告了代理行為的傳導檢驗結果。表3第2—3 列結果顯示企業經營風險指數平方項與并購傾向和并購次數的系數分別為0.0011 和0.0005，且在1%水平下顯著，這支持了模型（5）中β2的顯著。表3 第4 列結果顯示，企業經營風險指數平方項與代理行為的系數為-0.0021，且在5%水平下顯著，這說明企業經營風險的確會影響企業的管理者代理行為，這支持了模型（6）中α2的顯著。進一步觀察表3 的第5—6 列，結果顯示代理行為與并購傾向和并購次數的系數分別為-0.0048 和-0.0050，且分別在10%和1%水平下顯著，這支持了模型（7）中θ3的顯著。β2、α2和θ3的顯著表明管理者代理行為在企業經營風險影響并購行為中扮演著傳導作用。進一步觀察第5—6列θ2的顯著性，系數分別為0.0013和0.0006，也在1%水平下顯著，表明代理行為在企業經營風險影響并購行為中扮演的是部分傳導作用。

表3 代理行為的傳導檢驗結果

（二）從管理者短視角度分析企業經營風險與并購行為的關系

管理者短視是指相較于長期投資項目，管理者更偏好短期投資項目。已有研究發現具有管理者短視的企業往往伴隨著較高的財務杠桿以及較低的員工和客戶滿意度，這將增加企業的融資成本和對外擴張戰略的阻力。相反，管理者短視較小的企業往往伴隨著較低的財務杠桿以及較好的員工和客戶滿意度，這將有助于降低融資成本和對外擴張（Laverty，2004）。當企業經營風險較低時，在未來職業發展和權力地位榮譽等驅動下，管理者可能會減少短視行為，增加資產收購、吸收合并和股權轉讓等長期投資行為。而在企業經營風險較高時，在業績考核的壓力和股權激勵的誘惑下，管理者可能會增加短視行為，增加對短期金融資產的持有和減少長期投資（Almeida&Campello，2007）。為檢驗管理者短視是否在企業經營風險影響并購行為中扮演傳導作用，借鑒董保寶（2014）的做法，構建如下傳導計量模型：

其中，MM 為管理者短視，借鑒劉端和陳收（2006）的做法，以股票換手率作為管理者短視代理指標。股票換手率越高，說明股東出于投機而進行了頻繁的股票交易，表明管理者短視越大，反之，則表明管理者短視越小。其余變量解釋同上文。

表4 報告了管理者短視的傳導檢驗結果。表4第4 列結果顯示，企業經營風險指數平方項的系數為-0.0034，且在1%水平下顯著，表明企業經營風險會影響企業的管理者短視，這支持了模型（8）中α2的顯著。進一步觀察表4的第5—6列，結果顯示管理者短視與并購傾向和并購次數的系數分別為-0.0624和-0.0353，且均在1%水平下顯著，這支持了模型（9）中θ3的顯著。以上表明，管理者短視在企業經營風險影響并購行為中扮演著傳導作用。進一步觀察第5—6列θ2的顯著性，系數分別為0.0011和0.0005，也在1%水平下顯著，表明管理者短視在企業經營風險影響并購行為中扮演的是部分傳導作用。

表4 管理者短視的傳導檢驗結果

（三）從融資約束角度分析企業經營風險與并購行為的關系

自由現金流假說認為，當企業面臨的融資約束較低（高現金持有）時，管理者為了獲得更多的在職消費和權力地位，更傾向于發起并購行為而不是支付現金股利（蔣弘和劉星，2020）。當企業的經營風險較低時，企業獲得的自發融資、商業信用融資和銀行等金融機構的支持較多，融資成本較低，這為企業奠定了資金基礎，有助于發起并購行為。經營風險較高的企業通常處于商業信用短缺狀態，不僅企業信用融資將降低，來自于銀行等金融機構貸款融資也將面臨較高的融資成本，這制約了企業資金獲取，抑制并購行為（Almeida & Campello，2007；王竹泉等，2017）。此外，當企業經營風險較低時，其應收賬款率也較高，應收賬款率的增加，緩解了融資約束，有助于企業發起并購。隨著企業經營風險的加劇，應收賬款率會減少，這將增加融資約束，進而抑制企業對外擴張（江靜，2014）。為檢驗融資約束是否在企業經營風險影響并購行為中扮演傳導作用，借鑒董保寶（2014）的做法，構建如下傳導計量模型：

其中，FC為融資約束，借鑒江靜（2014）的做法，以企業應收賬款率作為融資約束代理指標。該值越高，則表明融資約束越低，反之，則表明融資約束越大。其余變量解釋同上文。

表5 融資約束的傳導檢驗結果

表5報告了融資約束的傳導檢驗結果。表5第4 列結果顯示，企業經營風險指數平方項的系數為0.0202，在1%水平下顯著，這說明企業經營風險會影響企業融資約束，這支持了模型（10）中α2的顯著。進一步觀察表5的第5—6列，結果顯示融資約束與并購傾向和并購次數的系數分別為0.0053 和0.0021，且均在1%水平下顯著，支持了模型（11）中θ3的顯著。以上表明，融資約束在企業經營風險影響并購行為中扮演著傳導作用。進一步觀察第5—6列θ2的顯著性，系數分別為0.0012 和0.0006，也在1%水平下顯著，表明融資約束在企業經營風險影響并購行為中扮演的是部分傳導作用。

六、結論與啟示

筆者以滬深A 股上市公司為研究樣本，運用Logit—Poisson 模型分析了企業經營風險與并購行為的影響關系。研究發現：企業經營風險指數與并購傾向和并購次數具有顯著的U 型關系，表明企業經營風險與并購行為呈現倒U型關系。進一步研究表明，企業經營風險主要是通過影響代理行為、管理者短視和融資約束來促進或抑制并購行為。

根據上述研究結論，得到如下啟示：第一，企業經營風險對并購行為有最優值。較低和較高的經營風險都不利于并購行為，該結論支持了企業在追求最優并購行為時需要風險平衡規劃，適度的經營風險并不會制約并購行為，反而有助于激活創新思維和發揮鯰魚效應，進而拓展企業規模。第二，企業經營風險對并購行為的影響存在中介變量。文中路徑檢驗中介傳導表明企業經營風險是通過影響代理行為、管理者短視和融資約束進而影響并購行為，這說明企業在追求最優并購行為時，不僅可以通過權衡經營風險來達到，還可以通過調節傳導變量代理行為、管理者短視和融資約束能力來實現。第三，在當前國內外經濟環境復雜多變的情形下，企業面臨的經營風險增加，這對企業并購行為極其不利，為充分發揮并購的規模經濟和協同效應，政府應進一步深化經濟體制改革，通過改善營商環境等措施來降低企業經營風險，為企業實施最優并購行為和走向國際市場創造條件。