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    管理層過(guò)度自信、公司治理與并購(gòu)溢價(jià)的關(guān)系研究

    2021-10-09 13:31魯占勇
    商場(chǎng)現(xiàn)代化 2021年15期
    關(guān)鍵詞:并購(gòu)重組公司治理

    摘 要:以中國(guó)A股上市公司發(fā)生的并購(gòu)事件為研究樣本,分析管理層過(guò)度自信、公司治理結(jié)構(gòu)與并購(gòu)溢價(jià)的影響作用。通過(guò)本文實(shí)證研究發(fā)現(xiàn),過(guò)度自信的管理層在并購(gòu)決策中更容易支付過(guò)高的并購(gòu)對(duì)價(jià),而非過(guò)度自信的管理層所支付的并購(gòu)溢價(jià)更低;公司治理結(jié)構(gòu)好的企業(yè)與公司治理結(jié)構(gòu)差的企業(yè)相比,產(chǎn)生的并購(gòu)溢價(jià)更低。

    關(guān)鍵詞:并購(gòu)重組;過(guò)度自信;公司治理;并購(gòu)溢價(jià)

    一、引言

    伴隨著經(jīng)濟(jì)全球化的影響,企業(yè)之間的競(jìng)爭(zhēng)與合作也不斷地加強(qiáng),并購(gòu)成為企業(yè)規(guī)模迅速擴(kuò)張的重要手段,各國(guó)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的升級(jí)也使得并購(gòu)浪潮洶涌迭起。并購(gòu)已經(jīng)成為投資最重要的方式之一,作為企業(yè)擴(kuò)大規(guī)模、實(shí)施戰(zhàn)略調(diào)整、增強(qiáng)企業(yè)實(shí)力、提高核心競(jìng)爭(zhēng)力的重要手段,并購(gòu)對(duì)于一個(gè)迅速成長(zhǎng)的企業(yè)來(lái)說(shuō),為企業(yè)提供了更大的發(fā)展空間。

    當(dāng)前研究認(rèn)為高估值、高溢價(jià)是巨額商譽(yù)產(chǎn)生的根源,隨著近年來(lái)的并購(gòu)浪潮,高估值、高溢價(jià)、高商譽(yù)已成為常態(tài),據(jù)Wind數(shù)據(jù)庫(kù)統(tǒng)計(jì)從2011年至2019年發(fā)生的1279起并購(gòu)案中,總交易價(jià)值27564億元,而標(biāo)的凈資產(chǎn)賬面價(jià)值僅為11553億元,溢價(jià)率高達(dá)239%。企業(yè)管理層作為并購(gòu)活動(dòng)的發(fā)起者,在并購(gòu)對(duì)價(jià)的決定中起主導(dǎo)作用,在實(shí)際并購(gòu)活動(dòng)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(shù)決策者在進(jìn)行重大決策時(shí)都會(huì)受到心理因素的干擾而偏離理性,從而出現(xiàn)明顯的非理性偏差,管理層的過(guò)度自信是影響并購(gòu)決策中所支付的并購(gòu)對(duì)價(jià)最關(guān)鍵的因素。管理層過(guò)度自信的存在是一種有限的理性認(rèn)知偏差,高估了自身知識(shí)的準(zhǔn)確性,低估潛在的危險(xiǎn)和失敗的風(fēng)險(xiǎn)。當(dāng)前在研究公司治理的學(xué)術(shù)文獻(xiàn)中,大部分重點(diǎn)研究公司治理的某一特定方面,例如董事會(huì)構(gòu)成、外部董事的薪酬、投資者保護(hù)、股東參與等。公司治理作為管理企業(yè)內(nèi)部關(guān)系的一種治理制度,當(dāng)企業(yè)大股東與管理層發(fā)生委托代理問(wèn)題時(shí)能夠通過(guò)影響并購(gòu)高溢價(jià)動(dòng)機(jī)來(lái)調(diào)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(wèn)題,提高意愿性、高層次的決策效率,可現(xiàn)有的文獻(xiàn)也沒(méi)有得出一致的結(jié)論。鑒于此本文試圖在這一方面做出貢獻(xiàn),將研究A股上市公司治理制度、管理層過(guò)度自信與并購(gòu)溢價(jià)之間的影響關(guān)系。

    二、文獻(xiàn)綜述

    管理層是企業(yè)并購(gòu)活動(dòng)的決策主體,因?yàn)椴淮_定性和動(dòng)因復(fù)雜,并購(gòu)決策深受管理層決策風(fēng)格和價(jià)值判斷的影響(Mueller&Sirower,2003),“高階梯隊(duì)理論”指出管理者的特質(zhì)會(huì)影響決策行為,尤其是高層決策團(tuán)隊(duì),對(duì)于公司的影響是巨大的,公司的并購(gòu)重組不可避免地會(huì)受到管理層個(gè)人特質(zhì)和心理因素的影響,其中特別是過(guò)度自信(Hambrick,1984)。大部分學(xué)者認(rèn)為管理層的過(guò)度自信會(huì)高估標(biāo)的企業(yè)價(jià)值與合并企業(yè)的預(yù)期收益,在管理層過(guò)度自信的情況下所進(jìn)行的并購(gòu)活動(dòng)往往會(huì)造成并購(gòu)企業(yè)價(jià)值的損失(宋淑琴、代淑江,2015),更容易在并購(gòu)過(guò)程中支付過(guò)高的溢價(jià)。管理者過(guò)度自信對(duì)并購(gòu)溢價(jià)的影響主要存在以下三個(gè)方面:第一,過(guò)度自信會(huì)導(dǎo)致管理者對(duì)未來(lái)的預(yù)期收益過(guò)分高估,而預(yù)期收益越大,并購(gòu)方支付高溢價(jià)的可能性就越大(姜付秀,2009),并購(gòu)溢價(jià)是并購(gòu)企業(yè)為了獲得控制權(quán)所帶來(lái)的私有收益和并購(gòu)預(yù)期協(xié)同效應(yīng)所帶來(lái)的收益而愿意支付的交易成本,當(dāng)預(yù)期收益越大時(shí),并購(gòu)方支付的并購(gòu)溢價(jià)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(nèi)部信息,自身有著豐富的管理經(jīng)驗(yàn)、較好的個(gè)人背景和較高的知識(shí)水平,因此過(guò)度自信的管理層會(huì)認(rèn)為自己的能力能夠提高并購(gòu)之后的協(xié)同效應(yīng),自身掌握的信息比外部投資者要多,認(rèn)為市場(chǎng)嚴(yán)重低估標(biāo)的企業(yè),從而支付更高的并購(gòu)溢價(jià)(Bernardo,2001)。第三,過(guò)度自信會(huì)讓并購(gòu)方管理者忽略潛在的風(fēng)險(xiǎn),對(duì)并購(gòu)交易中潛在的風(fēng)險(xiǎn)低估,導(dǎo)致更容易支付過(guò)高的并購(gòu)溢價(jià)(Liu&Chen,2017)。通過(guò)對(duì)美國(guó)收購(gòu)公司的CEO進(jìn)行調(diào)查研究發(fā)現(xiàn),收購(gòu)方CEO過(guò)度自信是影響并購(gòu)支付對(duì)價(jià)產(chǎn)生高額溢價(jià)的主要原因,CEO能夠在并購(gòu)交易中獲得高度的自信(Chatterjee&Hambrick,2011;Makhija,F(xiàn)erris&John,2013),管理者過(guò)度自信在并購(gòu)決策中支付的并購(gòu)溢價(jià)和商譽(yù)減值會(huì)更高(潘愛(ài)玲,2018),所以本文認(rèn)為管理層在并購(gòu)中越自信,并購(gòu)產(chǎn)生的溢價(jià)越高,在上述推斷的基礎(chǔ)上,提出假設(shè)1。

    H1:管理層過(guò)度自信與并購(gòu)高溢價(jià)正相關(guān),即管理者越過(guò)度自信的公司,并購(gòu)溢價(jià)水平會(huì)越高。

    公司治理是指組織結(jié)構(gòu)關(guān)系的一種制衡手段,作為一項(xiàng)調(diào)節(jié)和監(jiān)督公司行為的制度安排,公司治理能夠?qū)芾韺臃抢硇詻Q策發(fā)揮其糾錯(cuò)和制衡作用,如果并購(gòu)方管理層與股東的利益產(chǎn)生沖突,那么在并購(gòu)中極大可能出現(xiàn)不合理的并購(gòu)溢價(jià),高效的公司治理能夠?qū)Σ①?gòu)預(yù)期協(xié)同效益發(fā)揮正面的調(diào)節(jié)作用,有效干預(yù)管理層的過(guò)度自信,降低非理性決策行為的可能性(章細(xì)貞,2012)。隨著股權(quán)結(jié)構(gòu)的演化,委托代理問(wèn)題逐漸表現(xiàn)為大股東對(duì)中小股東的利益侵害,從委托代理的視角出發(fā),大股東持股可以通過(guò)減少第一類委托代理問(wèn)題的發(fā)生從而影響并購(gòu)溢價(jià)與商譽(yù)減值,能夠有效地抑制管理層謀取個(gè)人私利的行為(Shleifer&Vishny,1986)。公司治理結(jié)構(gòu)意味著股東之間的互相監(jiān)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(hù)外部投資者的利益,緩解股東之間的利益沖突,實(shí)現(xiàn)企業(yè)長(zhǎng)遠(yuǎn)經(jīng)營(yíng)目標(biāo)(隋靜,2016)。健全的公司治理是企業(yè)內(nèi)部監(jiān)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(wèn)題,提高意愿性、高層次的決策效率,因此本文認(rèn)為公司治理制度比較完善的公司,并購(gòu)產(chǎn)生的溢價(jià)越低,在上述推斷的基礎(chǔ)上,提出假設(shè)2。

    H2:公司治理與并購(gòu)高溢價(jià)負(fù)相關(guān),即公司治理指標(biāo)越高,并購(gòu)中產(chǎn)生的溢價(jià)越低。

    三、研究設(shè)計(jì)

    本文選取2014年至2018年全部A股上市企業(yè)并購(gòu)事件作為總樣本,具體數(shù)據(jù)來(lái)源如下:并購(gòu)事件樣本、公司相關(guān)財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)、公司治理、管理者個(gè)人特征來(lái)源于國(guó)泰安數(shù)據(jù)庫(kù)與萬(wàn)德數(shù)據(jù)庫(kù);標(biāo)的企業(yè)凈資產(chǎn)賬面價(jià)值和公司業(yè)績(jī)通過(guò)并購(gòu)公告進(jìn)行手工整理獲得,對(duì)于缺失的數(shù)據(jù),則利用瑞思數(shù)據(jù)庫(kù)進(jìn)行補(bǔ)充。為了保證研究的嚴(yán)謹(jǐn)性,對(duì)總樣本進(jìn)行篩選與剔除:(1) 選取交易地位為買方、并購(gòu)重組類型為股權(quán)或資產(chǎn)的并購(gòu)交易樣本;(2) 剔除收購(gòu)標(biāo)的企業(yè)股份比例在30%以下的并購(gòu)交易樣本;(3) 剔除并購(gòu)交易金額在100萬(wàn)以下的并購(gòu)交易樣本;(4) 剔除涉及關(guān)聯(lián)并購(gòu)和并購(gòu)交易失敗的樣本;(5) 剔除ST、*ST的并購(gòu)交易樣本;(6) 剔除金融類并購(gòu)交易樣本;(7) 剔除并購(gòu)交易雙方財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)指標(biāo)不完整的并購(gòu)交易樣本;(8) 剔除凈資產(chǎn)為負(fù)的并購(gòu)交易樣本;(9) 同一企業(yè)在一年中進(jìn)行多次并購(gòu)且標(biāo)的企業(yè)不同時(shí),選取交易金額最大、收購(gòu)比例最高的一次作為并購(gòu)交易樣本;(10)同一企業(yè)在一年中多次并購(gòu)且標(biāo)的企業(yè)相同時(shí),進(jìn)行合并處理作為并購(gòu)交易樣本。為避免極端數(shù)值對(duì)研究結(jié)論的影響,本文對(duì)所有連續(xù)型變量在上下各1%分位進(jìn)行縮尾(Winsor)處理。

    在討論管理層過(guò)度自信與并購(gòu)溢價(jià)的研究模型中,本文將管理層過(guò)度自信(Ovc)作為解釋變量,并購(gòu)溢價(jià)作為被解釋變量。對(duì)于解釋變量的衡量本文采用比較常用的用管理層相對(duì)薪酬法衡量高管薪酬的相對(duì)比值,即高管相對(duì)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(biāo)可反映管理者在企業(yè)中的重要性,因此可以反映管理者的過(guò)度自信程度。本文將高管相對(duì)薪酬的比例按照中位數(shù)進(jìn)行分組,大于中位數(shù)歸為過(guò)度自信,取值為1,小于中位數(shù)歸為非過(guò)度自信,取值為0。對(duì)于被解釋變量并購(gòu)溢價(jià)(Premium)的衡量本文選取被并購(gòu)方凈資產(chǎn)的價(jià)值作為并購(gòu)溢價(jià)的測(cè)量標(biāo)準(zhǔn),通過(guò)并購(gòu)交易對(duì)價(jià)超過(guò)標(biāo)的企業(yè)凈資產(chǎn)賬面價(jià)值的部分與標(biāo)的企業(yè)凈資產(chǎn)賬面價(jià)值的比值來(lái)代替并購(gòu)溢價(jià)(陳仕華,2016),這樣就可以把并購(gòu)對(duì)價(jià)估值過(guò)程中被高估的價(jià)值計(jì)算進(jìn)去。根據(jù)已有文獻(xiàn)研究,本文的選取企業(yè)規(guī)模(Size)、企業(yè)成長(zhǎng)性(Growth)、企業(yè)自由現(xiàn)金流(Cashflow)、董事會(huì)規(guī)模(Board)、資產(chǎn)負(fù)債率(Lever)、年度(Year)和行業(yè)(Ind)等作為控制變量。所以為了討論管理層過(guò)度自信對(duì)并購(gòu)溢價(jià)和并購(gòu)確認(rèn)商譽(yù)的影響,本文對(duì)假設(shè)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(lái)協(xié)調(diào)監(jiān)督各方的利益,所以某一個(gè)指標(biāo)并不能完整地反映公司治理水平,目前學(xué)術(shù)界大多通過(guò)主成分分析法,通過(guò)構(gòu)建能夠完全反映公司治理水平的指數(shù),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(quán)集中度(Cstr2-10)、前五大高管持股比例(TOP5)、控股權(quán)性質(zhì)(State,國(guó)有控股取值為1;否則為0)、兩職合一(dua,總經(jīng)理與董事長(zhǎng)兩職合一取值為1;否則為0)、獨(dú)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(shí)在B股、H股上市(同時(shí)上市取值為1;否則取值為0)等8個(gè)變量,運(yùn)用主成分分析法構(gòu)建公司治理指數(shù),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(biāo)(Gov)。

    用符號(hào)Gov表示公司治理指數(shù),構(gòu)建如下的計(jì)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(guò)計(jì)算得出公司治理指數(shù)的綜合得分,數(shù)值越大則表示公司治理水平越高,內(nèi)部管理控制越好。與前文一樣本文選取并購(gòu)交易對(duì)價(jià)超過(guò)標(biāo)的企業(yè)凈資產(chǎn)賬面價(jià)值的部分與標(biāo)的企業(yè)凈資產(chǎn)賬面價(jià)值的比值來(lái)代替并購(gòu)溢價(jià)。

    根據(jù)已有文獻(xiàn)研究,本文的選取企業(yè)規(guī)模(Size)、企業(yè)成長(zhǎng)性(Growth)、企業(yè)自由現(xiàn)金流(Cashflow)、資產(chǎn)負(fù)債率(Lever)、大股東占款比例(Otac)、年度(Year)和行業(yè)(Ind)等作為控制變量。所以為了討論公司治理對(duì)并購(gòu)溢價(jià)和并購(gòu)確認(rèn)商譽(yù)的影響,本文對(duì)假設(shè)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(shù)據(jù)分析及研究結(jié)果

    本文在討論管理層過(guò)度自信與并購(gòu)溢價(jià)的影響過(guò)程中收集了中國(guó)A股上市的487家公司2014年-2018年的數(shù)據(jù),并對(duì)其展開(kāi)了描述性分析及相關(guān)性分析,以及借助Excel和STATA15.0進(jìn)行多元線性回歸,通過(guò)數(shù)據(jù)檢驗(yàn)得到以下結(jié)果。

    本文通過(guò)使用全部變量前后1%的winsor極端值處理,描述性統(tǒng)計(jì)分析如表4所示。并購(gòu)溢價(jià)(premium)平均值為9.014,中位數(shù)為4.752,最大值102.3,最小值0,結(jié)果表明中國(guó)A股上市公司并購(gòu)重組中的溢價(jià)存在較大差異,最大值與中值相差較大,一些公司的并購(gòu)溢價(jià)較為嚴(yán)重,而一些公司不存在并購(gòu)溢價(jià)。管理層過(guò)度自信(Ovc)平均值為0.503,中位數(shù)為1,最大值1,最小值0,表明A股發(fā)生并購(gòu)的上市公司超過(guò)半數(shù)都存在管理層過(guò)度自信問(wèn)題。上述研究模型中各變量的數(shù)據(jù)具有合理的數(shù)據(jù)范圍,能夠?yàn)橄乱徊椒治鎏峁┮罁?jù)和基礎(chǔ)。在樣本進(jìn)行回歸之前,本文對(duì)各變量進(jìn)行了數(shù)據(jù)相關(guān)性分析,通過(guò)Pearson相關(guān)性檢驗(yàn),管理層過(guò)度自信與并購(gòu)溢價(jià)的相關(guān)性結(jié)果如表5所示。

    從表5相關(guān)性分析中可以看到,管理層過(guò)度自信與并購(gòu)溢價(jià)的相關(guān)性系數(shù)為0.091**,顯示了顯著的正向相關(guān)性,管理層過(guò)度自信會(huì)影響并購(gòu)過(guò)程中支付溢價(jià)的產(chǎn)生,在一定程度上檢驗(yàn)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(guān)性系數(shù)來(lái)看,本文選取的控制變量大部分呈現(xiàn)顯著的相關(guān)性,控制變量選取較為恰當(dāng)。從整個(gè)相關(guān)性分析來(lái)看,雖然具有顯著的相關(guān)性,但相關(guān)系數(shù)不高,具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義上的獨(dú)立性,在進(jìn)行線性回歸分析之前檢驗(yàn)各控制變量與自變量之間的多重共線性,防止出現(xiàn)多重共線性問(wèn)題,結(jié)果如下表6所示:

    從表6可以看出,在共線性檢驗(yàn)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(shuō)明各變量之間不存在多重共線性問(wèn)題,可以進(jìn)行多元線性回歸分析。在相關(guān)性分析的基礎(chǔ)上,本模型研究運(yùn)用Stata15.0對(duì)各變量進(jìn)行進(jìn)一步的線性回歸分析,其中研究主模型回歸分析結(jié)果如下表7所示:

    從上表7可以看出,管理層過(guò)度自信與并購(gòu)溢價(jià)回歸P值為3.284**,回歸系數(shù)為1.36,回歸表明在上市公司中,管理層過(guò)度自信越嚴(yán)重的公司,并購(gòu)支付對(duì)價(jià)所產(chǎn)生的溢價(jià)越高,管理層過(guò)度自信與并購(gòu)溢價(jià)呈現(xiàn)顯著的正向相關(guān)關(guān)系。

    為了驗(yàn)證H1結(jié)論的可靠性,本文采取更換控制變量的方法進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn),增加股權(quán)性質(zhì)(國(guó)有企業(yè)賦值為1;否則賦值0)、并購(gòu)重組是否為關(guān)聯(lián)交易(并購(gòu)標(biāo)的交易為關(guān)聯(lián)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(duì)管理層過(guò)度自信與并購(gòu)溢價(jià)重新進(jìn)行回歸分析,穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果如下表8所示。

    從上表8可以看出,經(jīng)過(guò)穩(wěn)健性檢驗(yàn),管理層過(guò)度自信與并購(gòu)溢價(jià)的回歸P值為3.317**,回歸系數(shù)為1.39,回歸結(jié)果表明管理層過(guò)度自信與并購(gòu)溢價(jià)仍然呈顯著正相關(guān)關(guān)系,說(shuō)明本文的實(shí)證研究結(jié)果較為穩(wěn)健,再次檢驗(yàn)本文推遲的假設(shè)H1。

    本文通過(guò)使用全部變量前后1%的winsor極端值處理,描述性統(tǒng)計(jì)分析如表9所示。并購(gòu)溢價(jià)(premium)平均值為8.962,中位數(shù)為4.746,最大值99.29,最小值0.05,結(jié)果表明中國(guó)A股上市公司并購(gòu)重組中的溢價(jià)存在較大差異,最大值與中值相差較大,一些公司的并購(gòu)溢價(jià)較為嚴(yán)重,而一些公司不存在并購(gòu)溢價(jià)。公司治理(Gov)平均值為0.894,中位數(shù)為0.916,最大值3.003,最小值-1.306,表明A股發(fā)生并購(gòu)的上市公司公司治理指數(shù)都比較低,甚至出現(xiàn)負(fù)數(shù),說(shuō)明公司治理普遍較弱。上述研究模型中各變量的數(shù)據(jù)具有合理的數(shù)據(jù)范圍,能夠?yàn)橄乱徊椒治鎏峁┮罁?jù)和基礎(chǔ)。在樣本進(jìn)行回歸之前,本文對(duì)各變量進(jìn)行了數(shù)據(jù)相關(guān)性分析,通過(guò)Pearson相關(guān)性檢驗(yàn),公司治理結(jié)構(gòu)與并購(gòu)溢價(jià)的相關(guān)性結(jié)果如表10所示:

    從表10相關(guān)性分析中可以看到,公司治理與并購(gòu)溢價(jià)的相關(guān)性系數(shù)為-0.081*,顯示了顯著的負(fù)向相關(guān)性,公司治理水平的高低會(huì)顯著影響并購(gòu)支付對(duì)價(jià)中溢價(jià)的產(chǎn)生,在一定程度上檢驗(yàn)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(guān)性系數(shù)來(lái)看,本文選取的控制變量大部分呈現(xiàn)顯著的相關(guān)性,控制變量選取較為恰當(dāng)。從整個(gè)相關(guān)性分析來(lái)看,雖然具有顯著的相關(guān)性,但相關(guān)系數(shù)不高,具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義上的獨(dú)立性,在進(jìn)行線性回歸分析之前檢驗(yàn)各控制變量與自變量之間的多重共線性,防止出現(xiàn)多重共線性問(wèn)題,結(jié)果如下表11所示:

    從表11可以看出,在共線性檢驗(yàn)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(wèn)題,可以進(jìn)行下一步多元線性回歸分析。在相關(guān)性分析的基礎(chǔ)上,本模型研究運(yùn)用stata15.0對(duì)各變量進(jìn)行進(jìn)一步的線性回歸分析,其中研究主模型回歸分析結(jié)果如下表12所示:

    從上表12可以看出,公司治理與并購(gòu)溢價(jià)回歸P值為-1.353**,回歸系數(shù)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(gòu)過(guò)程中支付的并購(gòu)溢價(jià)越低,公司治理與并購(gòu)溢價(jià)呈現(xiàn)顯著的負(fù)向相關(guān)關(guān)系,結(jié)果檢驗(yàn)了本文提出的研究假設(shè)H2。為了驗(yàn)證結(jié)論H2的可靠性,本文對(duì)全樣本中并購(gòu)溢價(jià)數(shù)值進(jìn)行取中位數(shù),大于中位數(shù)的賦值為1,為高溢價(jià)并購(gòu)組,小于中位數(shù)的賦值為0,為低溢價(jià)并購(gòu)組,然后對(duì)管理層過(guò)度自信與并購(gòu)溢價(jià)重新進(jìn)行二元logistics回歸分析,穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果如表13所示。

    從表13可以看出,經(jīng)過(guò)穩(wěn)健性檢驗(yàn),公司治理與并購(gòu)溢價(jià)的回歸P值為0.033,小于0.05,beta值為-0.202,公司治理與并購(gòu)溢價(jià)仍然呈顯著負(fù)相關(guān)關(guān)系,說(shuō)明本文的實(shí)證研究結(jié)果較為穩(wěn)健,再次檢驗(yàn)本文推遲的假設(shè)H2。

    五、研究結(jié)論

    本文主要首先對(duì)收集到的數(shù)據(jù)進(jìn)行描述性分析和相關(guān)性分析,在描述性分析中顯示大部分?jǐn)?shù)據(jù)都呈現(xiàn)正態(tài)分布,說(shuō)明數(shù)據(jù)范圍比較合理,在相關(guān)性分析中,大部分?jǐn)?shù)據(jù)雖然具有一定的相關(guān)性,但相關(guān)性系數(shù)不高,具有統(tǒng)計(jì)學(xué)意義上的獨(dú)立性,然后進(jìn)行多重共線性檢驗(yàn),也都未產(chǎn)生共線性問(wèn)題,在一定程度上初步驗(yàn)證了本文所提出的假設(shè),為下一步的回歸分析提供了良好的基礎(chǔ)。之后運(yùn)用多元線性回歸分析,二元logistics回歸分析對(duì)本文提出的研究模型進(jìn)行回歸分析,回歸結(jié)果顯示,本文提出的H1、H2得到了較好的驗(yàn)證,且模型具有良好的穩(wěn)健性。

    六、對(duì)策分析

    本文以2014年-2018年度中國(guó)A股非金融類上市公司為研究對(duì)象,通過(guò)實(shí)證研究,得出兩點(diǎn)結(jié)論:第一,管理層過(guò)度自信和企業(yè)的并購(gòu)溢價(jià)水平呈現(xiàn)顯著的正相關(guān)關(guān)系,管理層過(guò)度自信水平越高,在并購(gòu)重組中支付的并購(gòu)溢價(jià)越高;第二,公司治理和企業(yè)并購(gòu)溢價(jià)呈顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系,公司治理結(jié)構(gòu)越好,在并購(gòu)重組中支付的并購(gòu)溢價(jià)越低。

    企業(yè)管理層是經(jīng)營(yíng)決策的主導(dǎo)者,由于信息不對(duì)稱,不同的個(gè)人特征會(huì)使得管理層擁有不同的認(rèn)知偏差,過(guò)度自信的管理層會(huì)高估自己的能力,高估并購(gòu)項(xiàng)目的收益性、低估項(xiàng)目的風(fēng)險(xiǎn)性,造成最后不合理的并購(gòu)溢價(jià)。而完善的公司治理水平能夠有效降低并購(gòu)支付溢價(jià)。因此應(yīng)該提高公司治理水平,減少委托代理問(wèn)題對(duì)并購(gòu)協(xié)同效應(yīng)所帶來(lái)的不良影響,完善企業(yè)的監(jiān)督機(jī)制,防止過(guò)度自信的管理層在企業(yè)并購(gòu)中做出不合理決策。同時(shí)應(yīng)當(dāng)發(fā)揮市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)的監(jiān)督與指導(dǎo)作用,引導(dǎo)企業(yè)進(jìn)行投資決策活動(dòng),避免因管理層過(guò)度自信對(duì)造成并購(gòu)中產(chǎn)生巨額溢價(jià)。本文的研究深化了并購(gòu)溢價(jià)的相關(guān)文獻(xiàn),對(duì)管理層過(guò)度自信與公司治理對(duì)并購(gòu)支付溢價(jià)的影響提供了新的可能解釋途徑,對(duì)中國(guó)A股的并購(gòu)決策具有一定的啟示性意義,同時(shí)對(duì)投資者的相關(guān)決策也具有一定的參考價(jià)值。

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    作者簡(jiǎn)介:魯占勇(1995.02- ),男,土家族,貴州省銅仁市人,泰國(guó)正大管理學(xué)院,博士研究生在讀,研究方向:財(cái)務(wù)管理

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