管理層過度自信、公司治理與并購溢價的關系研究

摘 要：以中國A股上市公司發生的并購事件為研究樣本，分析管理層過度自信、公司治理結構與并購溢價的影響作用。通過本文實證研究發現，過度自信的管理層在并購決策中更容易支付過高的并購對價，而非過度自信的管理層所支付的并購溢價更低;公司治理結構好的企業與公司治理結構差的企業相比，產生的并購溢價更低。

關鍵詞：并購重組;過度自信;公司治理;并購溢價

一、引言

伴隨著經濟全球化的影響，企業之間的競爭與合作也不斷地加強，并購成為企業規模迅速擴張的重要手段，各國產業結構的升級也使得并購浪潮洶涌迭起。并購已經成為投資最重要的方式之一，作為企業擴大規模、實施戰略調整、增強企業實力、提高核心競爭力的重要手段，并購對于一個迅速成長的企業來說，為企業提供了更大的發展空間。

當前研究認為高估值、高溢價是巨額商譽產生的根源，隨著近年來的并購浪潮，高估值、高溢價、高商譽已成為常態，據Wind數據庫統計從2011年至2019年發生的1279起并購案中，總交易價值27564億元，而標的凈資產賬面價值僅為11553億元，溢價率高達239%。企業管理層作為并購活動的發起者，在并購對價的決定中起主導作用，在實際并購活動中決策者是有限理性，面臨多變的期望水平及多種沖突，大多數決策者在進行重大決策時都會受到心理因素的干擾而偏離理性，從而出現明顯的非理性偏差，管理層的過度自信是影響并購決策中所支付的并購對價最關鍵的因素。管理層過度自信的存在是一種有限的理性認知偏差，高估了自身知識的準確性，低估潛在的危險和失敗的風險。當前在研究公司治理的學術文獻中，大部分重點研究公司治理的某一特定方面，例如董事會構成、外部董事的薪酬、投資者保護、股東參與等。公司治理作為管理企業內部關系的一種治理制度，當企業大股東與管理層發生委托代理問題時能夠通過影響并購高溢價動機來調整管理層的自利行為，良好的公司治理可以緩解公司的代理問題，提高意愿性、高層次的決策效率，可現有的文獻也沒有得出一致的結論。鑒于此本文試圖在這一方面做出貢獻，將研究A股上市公司治理制度、管理層過度自信與并購溢價之間的影響關系。

二、文獻綜述

管理層是企業并購活動的決策主體，因為不確定性和動因復雜，并購決策深受管理層決策風格和價值判斷的影響（Mueller&Sirower，2003），“高階梯隊理論”指出管理者的特質會影響決策行為，尤其是高層決策團隊，對于公司的影響是巨大的，公司的并購重組不可避免地會受到管理層個人特質和心理因素的影響，其中特別是過度自信（Hambrick，1984）。大部分學者認為管理層的過度自信會高估標的企業價值與合并企業的預期收益，在管理層過度自信的情況下所進行的并購活動往往會造成并購企業價值的損失（宋淑琴、代淑江，2015），更容易在并購過程中支付過高的溢價。管理者過度自信對并購溢價的影響主要存在以下三個方面：第一，過度自信會導致管理者對未來的預期收益過分高估，而預期收益越大，并購方支付高溢價的可能性就越大（姜付秀，2009），并購溢價是并購企業為了獲得控制權所帶來的私有收益和并購預期協同效應所帶來的收益而愿意支付的交易成本，當預期收益越大時，并購方支付的并購溢價越高（李彬，2015）。第二，由于管理層常常比外部投資者掌握更多的內部信息，自身有著豐富的管理經驗、較好的個人背景和較高的知識水平，因此過度自信的管理層會認為自己的能力能夠提高并購之后的協同效應，自身掌握的信息比外部投資者要多，認為市場嚴重低估標的企業，從而支付更高的并購溢價（Bernardo，2001）。第三，過度自信會讓并購方管理者忽略潛在的風險，對并購交易中潛在的風險低估，導致更容易支付過高的并購溢價（Liu&Chen，2017）。通過對美國收購公司的CEO進行調查研究發現，收購方CEO過度自信是影響并購支付對價產生高額溢價的主要原因，CEO能夠在并購交易中獲得高度的自信（Chatterjee&Hambrick，2011;Makhija，Ferris&John，2013），管理者過度自信在并購決策中支付的并購溢價和商譽減值會更高（潘愛玲，2018），所以本文認為管理層在并購中越自信，并購產生的溢價越高，在上述推斷的基礎上，提出假設1。

H1：管理層過度自信與并購高溢價正相關，即管理者越過度自信的公司，并購溢價水平會越高。

公司治理是指組織結構關系的一種制衡手段，作為一項調節和監督公司行為的制度安排，公司治理能夠對管理層非理性決策發揮其糾錯和制衡作用，如果并購方管理層與股東的利益產生沖突，那么在并購中極大可能出現不合理的并購溢價，高效的公司治理能夠對并購預期協同效益發揮正面的調節作用，有效干預管理層的過度自信，降低非理性決策行為的可能性（章細貞，2012）。隨著股權結構的演化，委托代理問題逐漸表現為大股東對中小股東的利益侵害，從委托代理的視角出發，大股東持股可以通過減少第一類委托代理問題的發生從而影響并購溢價與商譽減值，能夠有效地抑制管理層謀取個人私利的行為（Shleifer&Vishny，1986）。公司治理結構意味著股東之間的互相監督、互相牽制的有效性，完善的公司治理制度在一定程度上可以限制股東為自身謀取私利，維護外部投資者的利益，緩解股東之間的利益沖突，實現企業長遠經營目標（隋靜，2016）。健全的公司治理是企業內部監管與控制的保證，也保證了管理層和外部股東利益的一致性，良好的公司治理可以緩解公司的代理問題，提高意愿性、高層次的決策效率，因此本文認為公司治理制度比較完善的公司，并購產生的溢價越低，在上述推斷的基礎上，提出假設2。

H2：公司治理與并購高溢價負相關，即公司治理指標越高，并購中產生的溢價越低。

三、研究設計

本文選取2014年至2018年全部A股上市企業并購事件作為總樣本，具體數據來源如下：并購事件樣本、公司相關財務數據、公司治理、管理者個人特征來源于國泰安數據庫與萬德數據庫;標的企業凈資產賬面價值和公司業績通過并購公告進行手工整理獲得，對于缺失的數據，則利用瑞思數據庫進行補充。為了保證研究的嚴謹性，對總樣本進行篩選與剔除：（1） 選取交易地位為買方、并購重組類型為股權或資產的并購交易樣本;（2） 剔除收購標的企業股份比例在30%以下的并購交易樣本;（3） 剔除并購交易金額在100萬以下的并購交易樣本;（4） 剔除涉及關聯并購和并購交易失敗的樣本;（5） 剔除ST、*ST的并購交易樣本;（6） 剔除金融類并購交易樣本;（7） 剔除并購交易雙方財務數據指標不完整的并購交易樣本;（8） 剔除凈資產為負的并購交易樣本;（9） 同一企業在一年中進行多次并購且標的企業不同時，選取交易金額最大、收購比例最高的一次作為并購交易樣本;（10）同一企業在一年中多次并購且標的企業相同時，進行合并處理作為并購交易樣本。為避免極端數值對研究結論的影響，本文對所有連續型變量在上下各1%分位進行縮尾（Winsor）處理。

在討論管理層過度自信與并購溢價的研究模型中，本文將管理層過度自信（Ovc）作為解釋變量，并購溢價作為被解釋變量。對于解釋變量的衡量本文采用比較常用的用管理層相對薪酬法衡量高管薪酬的相對比值，即高管相對薪酬=薪酬最高前三名高管薪酬之和/所有高管薪酬總和，此指標可反映管理者在企業中的重要性，因此可以反映管理者的過度自信程度。本文將高管相對薪酬的比例按照中位數進行分組，大于中位數歸為過度自信，取值為1，小于中位數歸為非過度自信，取值為0。對于被解釋變量并購溢價（Premium）的衡量本文選取被并購方凈資產的價值作為并購溢價的測量標準，通過并購交易對價超過標的企業凈資產賬面價值的部分與標的企業凈資產賬面價值的比值來代替并購溢價（陳仕華，2016），這樣就可以把并購對價估值過程中被高估的價值計算進去。根據已有文獻研究，本文的選取企業規模（Size）、企業成長性（Growth）、企業自由現金流（Cashflow）、董事會規模（Board）、資產負債率（Lever）、年度（Year）和行業（Ind）等作為控制變量。所以為了討論管理層過度自信對并購溢價和并購確認商譽的影響，本文對假設1建立如下多元線性回歸模型：

Premium=α0+α1Ovc+α2Size+α3Growth+α4Cashflow+

α5Board+α6Lever+α7Year+α8Ind+σ1

公司治理是一系列制度安排來協調監督各方的利益，所以某一個指標并不能完整地反映公司治理水平，目前學術界大多通過主成分分析法，通過構建能夠完全反映公司治理水平的指數，因此本文借鑒白重恩（2005）、蔣琰（2009）等的研究，選取第一大股東持股比例（TOP1）、第二至第十大股東股權集中度（Cstr2-10）、前五大高管持股比例（TOP5）、控股權性質（State，國有控股取值為1;否則為0）、兩職合一（dua，總經理與董事長兩職合一取值為1;否則為0）、獨立董事比例（rindiret）、是否擁有上市母公司（擁有取值為1;否則為0）以及是否同時在B股、H股上市（同時上市取值為1;否則取值為0）等8個變量，運用主成分分析法構建公司治理指數，將從主成分分析法中得到的第一主成分定義為公司治理水平的指標（Gov）。

用符號Gov表示公司治理指數，構建如下的計算公式：

Gov=-0.625×TOP1+0.595×Cstr2_10+0.23×rindiret+

0.037×TOP5-0.227×parent+0.023×dua+0.071×HB

通過計算得出公司治理指數的綜合得分，數值越大則表示公司治理水平越高，內部管理控制越好。與前文一樣本文選取并購交易對價超過標的企業凈資產賬面價值的部分與標的企業凈資產賬面價值的比值來代替并購溢價。

根據已有文獻研究，本文的選取企業規模（Size）、企業成長性（Growth）、企業自由現金流（Cashflow）、資產負債率（Lever）、大股東占款比例（Otac）、年度（Year）和行業（Ind）等作為控制變量。所以為了討論公司治理對并購溢價和并購確認商譽的影響，本文對假設2建立如下多元線性回歸模型：

Premium=α0+α1Gov+α2Size+α3Growth+α4Cashflow+

α5Lever+α6Otac+α7Year+α8Ind+σ1

四、數據分析及研究結果

本文在討論管理層過度自信與并購溢價的影響過程中收集了中國A股上市的487家公司2014年-2018年的數據，并對其展開了描述性分析及相關性分析，以及借助Excel和STATA15.0進行多元線性回歸，通過數據檢驗得到以下結果。

本文通過使用全部變量前后1%的winsor極端值處理，描述性統計分析如表4所示。并購溢價（premium）平均值為9.014，中位數為4.752，最大值102.3，最小值0，結果表明中國A股上市公司并購重組中的溢價存在較大差異，最大值與中值相差較大，一些公司的并購溢價較為嚴重，而一些公司不存在并購溢價。管理層過度自信（Ovc）平均值為0.503，中位數為1，最大值1，最小值0，表明A股發生并購的上市公司超過半數都存在管理層過度自信問題。上述研究模型中各變量的數據具有合理的數據范圍，能夠為下一步分析提供依據和基礎。在樣本進行回歸之前，本文對各變量進行了數據相關性分析，通過Pearson相關性檢驗，管理層過度自信與并購溢價的相關性結果如表5所示。

從表5相關性分析中可以看到，管理層過度自信與并購溢價的相關性系數為0.091**，顯示了顯著的正向相關性，管理層過度自信會影響并購過程中支付溢價的產生，在一定程度上檢驗了H1。從各控制變量與研究模型中的解釋變量，被解釋變量的相關性系數來看，本文選取的控制變量大部分呈現顯著的相關性，控制變量選取較為恰當。從整個相關性分析來看，雖然具有顯著的相關性，但相關系數不高，具有統計學意義上的獨立性，在進行線性回歸分析之前檢驗各控制變量與自變量之間的多重共線性，防止出現多重共線性問題，結果如下表6所示：

從表6可以看出，在共線性檢驗方面，所有控制變量、自變量VIF值以及Mean VIF值都小于10且都大于0，說明各變量之間不存在多重共線性問題，可以進行多元線性回歸分析。在相關性分析的基礎上，本模型研究運用Stata15.0對各變量進行進一步的線性回歸分析，其中研究主模型回歸分析結果如下表7所示：

從上表7可以看出，管理層過度自信與并購溢價回歸P值為3.284**，回歸系數為1.36，回歸表明在上市公司中，管理層過度自信越嚴重的公司，并購支付對價所產生的溢價越高，管理層過度自信與并購溢價呈現顯著的正向相關關系。

為了驗證H1結論的可靠性，本文采取更換控制變量的方法進行穩健性檢驗，增加股權性質（國有企業賦值為1;否則賦值0）、并購重組是否為關聯交易（并購標的交易為關聯交易賦值為1;否則賦值為0）、第一大股東持股比例等新的控制變量，然后對管理層過度自信與并購溢價重新進行回歸分析，穩健性檢驗結果如下表8所示。

從上表8可以看出，經過穩健性檢驗，管理層過度自信與并購溢價的回歸P值為3.317**，回歸系數為1.39，回歸結果表明管理層過度自信與并購溢價仍然呈顯著正相關關系，說明本文的實證研究結果較為穩健，再次檢驗本文推遲的假設H1。

本文通過使用全部變量前后1%的winsor極端值處理，描述性統計分析如表9所示。并購溢價（premium）平均值為8.962，中位數為4.746，最大值99.29，最小值0.05，結果表明中國A股上市公司并購重組中的溢價存在較大差異，最大值與中值相差較大，一些公司的并購溢價較為嚴重，而一些公司不存在并購溢價。公司治理（Gov）平均值為0.894，中位數為0.916，最大值3.003，最小值-1.306，表明A股發生并購的上市公司公司治理指數都比較低，甚至出現負數，說明公司治理普遍較弱。上述研究模型中各變量的數據具有合理的數據范圍，能夠為下一步分析提供依據和基礎。在樣本進行回歸之前，本文對各變量進行了數據相關性分析，通過Pearson相關性檢驗，公司治理結構與并購溢價的相關性結果如表10所示：

從表10相關性分析中可以看到，公司治理與并購溢價的相關性系數為-0.081*，顯示了顯著的負向相關性，公司治理水平的高低會顯著影響并購支付對價中溢價的產生，在一定程度上檢驗了H2。從各控制變量與研究模型中的解釋變量，被解釋變量的相關性系數來看，本文選取的控制變量大部分呈現顯著的相關性，控制變量選取較為恰當。從整個相關性分析來看，雖然具有顯著的相關性，但相關系數不高，具有統計學意義上的獨立性，在進行線性回歸分析之前檢驗各控制變量與自變量之間的多重共線性，防止出現多重共線性問題，結果如下表11所示：

從表11可以看出，在共線性檢驗方面，所有控制變量、自變量VIF值以及Mean VIF值都小于10且都大于0，各變量之間不存在多重共線性問題，可以進行下一步多元線性回歸分析。在相關性分析的基礎上，本模型研究運用stata15.0對各變量進行進一步的線性回歸分析，其中研究主模型回歸分析結果如下表12所示：

從上表12可以看出，公司治理與并購溢價回歸P值為-1.353**，回歸系數為0.66，回歸表明在上市公司中，公司治理水平越好的公司，并購過程中支付的并購溢價越低，公司治理與并購溢價呈現顯著的負向相關關系，結果檢驗了本文提出的研究假設H2。為了驗證結論H2的可靠性，本文對全樣本中并購溢價數值進行取中位數，大于中位數的賦值為1，為高溢價并購組，小于中位數的賦值為0，為低溢價并購組，然后對管理層過度自信與并購溢價重新進行二元logistics回歸分析，穩健性檢驗結果如表13所示。

從表13可以看出，經過穩健性檢驗，公司治理與并購溢價的回歸P值為0.033，小于0.05，beta值為-0.202，公司治理與并購溢價仍然呈顯著負相關關系，說明本文的實證研究結果較為穩健，再次檢驗本文推遲的假設H2。

五、研究結論

本文主要首先對收集到的數據進行描述性分析和相關性分析，在描述性分析中顯示大部分數據都呈現正態分布，說明數據范圍比較合理，在相關性分析中，大部分數據雖然具有一定的相關性，但相關性系數不高，具有統計學意義上的獨立性，然后進行多重共線性檢驗，也都未產生共線性問題，在一定程度上初步驗證了本文所提出的假設，為下一步的回歸分析提供了良好的基礎。之后運用多元線性回歸分析，二元logistics回歸分析對本文提出的研究模型進行回歸分析，回歸結果顯示，本文提出的H1、H2得到了較好的驗證，且模型具有良好的穩健性。

六、對策分析

本文以2014年-2018年度中國A股非金融類上市公司為研究對象，通過實證研究，得出兩點結論：第一，管理層過度自信和企業的并購溢價水平呈現顯著的正相關關系，管理層過度自信水平越高，在并購重組中支付的并購溢價越高;第二，公司治理和企業并購溢價呈顯著的負相關關系，公司治理結構越好，在并購重組中支付的并購溢價越低。

企業管理層是經營決策的主導者，由于信息不對稱，不同的個人特征會使得管理層擁有不同的認知偏差，過度自信的管理層會高估自己的能力，高估并購項目的收益性、低估項目的風險性，造成最后不合理的并購溢價。而完善的公司治理水平能夠有效降低并購支付溢價。因此應該提高公司治理水平，減少委托代理問題對并購協同效應所帶來的不良影響，完善企業的監督機制，防止過度自信的管理層在企業并購中做出不合理決策。同時應當發揮市場經濟的監督與指導作用，引導企業進行投資決策活動，避免因管理層過度自信對造成并購中產生巨額溢價。本文的研究深化了并購溢價的相關文獻，對管理層過度自信與公司治理對并購支付溢價的影響提供了新的可能解釋途徑，對中國A股的并購決策具有一定的啟示性意義，同時對投資者的相關決策也具有一定的參考價值。

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作者簡介：魯占勇（1995.02- ），男，土家族，貴州省銅仁市人，泰國正大管理學院，博士研究生在讀，研究方向：財務管理