劉瓊瓊 趙洪進(jìn)

摘 要：以2014—2018年我國(guó)上市深滬A股為研究對(duì)象，實(shí)證檢驗(yàn)并購(gòu)企業(yè)中管理層過度自信、會(huì)計(jì)穩(wěn)健性和并購(gòu)績(jī)效的作用機(jī)理。研究發(fā)現(xiàn)：管理層過度自信會(huì)抑制企業(yè)會(huì)計(jì)穩(wěn)健性，進(jìn)而降低企業(yè)并購(gòu)績(jī)效，即會(huì)計(jì)穩(wěn)健性在管理層過度自信與并購(gòu)績(jī)效之間發(fā)揮了中介效應(yīng);進(jìn)一步研究發(fā)現(xiàn)在股權(quán)性質(zhì)、企業(yè)生命周期和管理層個(gè)體特征不同的情況下，會(huì)計(jì)穩(wěn)健性的中介效應(yīng)程度不同。

關(guān) 鍵 詞：高管過度自信;會(huì)計(jì)穩(wěn)健性;并購(gòu)績(jī)效;中介效應(yīng)

DOI：10.16315/j.stm.2021.03.012

中圖分類號(hào)： F276

文獻(xiàn)標(biāo)志碼： A

Management overconfidence， accounting conservatism

and M&A performance

LIU Qiong-qiong， ZHAO Hong-jin

（School of Management， University of Shanghai for Science and Technology， Shanghai 200093， China）

Abstract：This paper takes Shenzhen-Shanghai A-shares listed in China during 2014—2018 as the research object， and empirically tests the effect mechanism of management overconfidence， accounting conservatism and M&A performance in M&A enterprises. The results show that： management overconfidence can inhibit accounting conservatism， and then reduce M&A performance. In other words， accounting conservatism plays a mediating role between management overconfidence and M&A performance. Further research finds that the mediating effect of accounting conservatism is different in the case of different equity nature， firm life cycle and individual characteristics of management.

Keywords：executive overconfidence; accounting conservatism; M&A performance;intermediary effect

在全球范圍內(nèi)，企業(yè)并購(gòu)已經(jīng)成為企業(yè)快速擴(kuò)展公司規(guī)模、增強(qiáng)競(jìng)爭(zhēng)力和提升企業(yè)績(jī)效的重要戰(zhàn)略方式。

喬治·斯蒂格勒認(rèn)為“在當(dāng)今的經(jīng)濟(jì)社會(huì)中，沒有哪家公司能夠僅依靠自身積累而發(fā)展壯大，所有舉世聞名的大公司都是通過并購(gòu)重組等辦法來實(shí)現(xiàn)對(duì)外資本擴(kuò)張的?！眰鹘y(tǒng)的并購(gòu)效率理論認(rèn)為并購(gòu)可以促進(jìn)企業(yè)公司績(jī)效;但研究發(fā)現(xiàn)企業(yè)并購(gòu)不僅不能帶來公司業(yè)績(jī)的提升，反而出現(xiàn)大幅下降。這一發(fā)現(xiàn)使得學(xué)者開始思考并購(gòu)失敗的原因。隨著行為金融學(xué)的發(fā)展，“人是非理性的”假設(shè)發(fā)展成為新的研究對(duì)象，并應(yīng)用到企業(yè)并購(gòu)行為中。Gennaioli等[1]研究發(fā)現(xiàn)過度自信的管理層傾向過度樂觀的心理，并頻繁的進(jìn)行并購(gòu)活動(dòng)或資產(chǎn)重組。為了改善短期績(jī)效并吸引投資者注意，Hirshleifer等 [2]研究結(jié)果表明過度自信的管理者比一般管理者更易選擇無(wú)效的投資。Malmendier等[3]表明在并購(gòu)過程中，盲目的自信會(huì)導(dǎo)致評(píng)估失誤、決策失誤，低估市場(chǎng)對(duì)目標(biāo)企業(yè)的評(píng)估價(jià)格，這種偏差影響了并購(gòu)的整合，進(jìn)而影響并購(gòu)績(jī)效。

會(huì)計(jì)穩(wěn)健性沒有統(tǒng)一的定義，通過前人研究的對(duì)比可將會(huì)計(jì)穩(wěn)健性描述為會(huì)計(jì)人員在不確定的會(huì)計(jì)環(huán)境下，充分估計(jì)可能發(fā)生的風(fēng)險(xiǎn)和損失，在對(duì)會(huì)計(jì)信息作出判斷時(shí)，要以不高估資產(chǎn)或收益，也不低估負(fù)債或費(fèi)用為原則，保持必要的謹(jǐn)慎，從而對(duì)會(huì)計(jì)要素的確認(rèn)和計(jì)量作出恰當(dāng)合理的估計(jì)。邱娜[4]指出管理層的判斷與會(huì)計(jì)管理息息相關(guān)，管理層做出的判斷越多，會(huì)計(jì)穩(wěn)健性受到的影響越大。而管理層的過度自信會(huì)給企業(yè)帶來資金流動(dòng)受阻、企業(yè)經(jīng)營(yíng)困難等困難，這些都會(huì)進(jìn)一步影響會(huì)計(jì)穩(wěn)健性。胡國(guó)柳等[5]得出相似的結(jié)論：管理層過度自信會(huì)加劇過度投資，會(huì)計(jì)穩(wěn)健性能夠抑制管理層的非理性行為。會(huì)計(jì)穩(wěn)健性，對(duì)并購(gòu)之后企業(yè)績(jī)效也有一定的影響。Kravet等[6]研究并購(gòu)風(fēng)險(xiǎn)時(shí)，提到了會(huì)計(jì)穩(wěn)健性會(huì)做出風(fēng)險(xiǎn)較低的決策，說明會(huì)計(jì)穩(wěn)健性會(huì)使公司躲避無(wú)效率投資，減少大面積虧損。會(huì)計(jì)穩(wěn)健性對(duì)并購(gòu)績(jī)效的影響也得到Li等[7]的實(shí)證支持。

對(duì)于管理層過度自信對(duì)并購(gòu)績(jī)效的文獻(xiàn)研究，很多學(xué)者直接研究?jī)烧叩南嚓P(guān)性，雖然結(jié)論有些不同，但大體是一致的。還有學(xué)者在兩者的基礎(chǔ)上加上第三變量，研究管理層過度自信在支付方式、貨幣政策、機(jī)構(gòu)投資者、高校獨(dú)立董事、高管持股等不同變量間對(duì)并購(gòu)績(jī)效的影響結(jié)果，但很少有學(xué)者基于會(huì)計(jì)穩(wěn)健性來研究?jī)烧叩年P(guān)系。管理層過度自信對(duì)并購(gòu)績(jī)效產(chǎn)生的負(fù)影響，是否是通過會(huì)計(jì)穩(wěn)健性間接影響的？會(huì)計(jì)穩(wěn)健性是否在兩者之間起到了中介作用;從股權(quán)性質(zhì)、企業(yè)生命周期和管理層個(gè)體特征3個(gè)不同視角研究，會(huì)計(jì)穩(wěn)健性這一中介效應(yīng)的顯著程度是否不同？本文將圍繞上述問題進(jìn)行理論分析與實(shí)證檢驗(yàn)。研究結(jié)論在一定程度上擴(kuò)展了管理者過度自信與企業(yè)并購(gòu)關(guān)系的研究路徑，也為后學(xué)者更深的研究提供一些思考。

1 理論分析與研究假設(shè)

1.1 管理層過度自信對(duì)并購(gòu)績(jī)效的影響

在企業(yè)并購(gòu)中，過度自信的管理層傾向過度樂觀的心理，他們會(huì)對(duì)未來盈利進(jìn)行樂觀的預(yù)期，并低估了市場(chǎng)對(duì)目標(biāo)企業(yè)的評(píng)估價(jià)值，使得企業(yè)管理層進(jìn)行頻繁的并購(gòu)活動(dòng)。在“非理性心理”情況下進(jìn)行的并購(gòu)?fù)鶐淼慕Y(jié)果是不理想的。Fattobene等 [8]研究表明，管理層過度自信的并購(gòu)在短期內(nèi)會(huì)破壞公司內(nèi)在價(jià)值。Bai等[9] 研究董事會(huì)過度自信對(duì)國(guó)際并購(gòu)績(jī)效有顯著的負(fù)向影響。宋淑琴等[10]用托賓 Q 和凈資產(chǎn)收益率衡量并購(gòu)績(jī)效，研究結(jié)果發(fā)現(xiàn)管理者過度自信會(huì)降低并購(gòu)后的財(cái)務(wù)和市場(chǎng)績(jī)效?；谝陨戏治觯疚奶岢鲆韵录僭O(shè)：

假設(shè)H1：管理層過度自信與并購(gòu)績(jī)效負(fù)相關(guān)。

1.2 管理者過度自信對(duì)會(huì)計(jì)穩(wěn)健性的影響

由于存在委托代理的關(guān)系，管理者自身教育背景、家庭背景、經(jīng)驗(yàn)?zāi)芰Φ容^高情況下，會(huì)受外界各方面的影響產(chǎn)生過度自信的心理偏差。管理層的過度自信導(dǎo)致的非理性投資行為，會(huì)使得收益差距較大，為了掩飾過度投資，管理層就會(huì)通過提前確認(rèn)收益或延遲確認(rèn)損失達(dá)到目的，進(jìn)而影響會(huì)計(jì)的穩(wěn)健性。Schrand等[11]通過研究管理層的心理特征發(fā)現(xiàn)過度自信對(duì)公司財(cái)務(wù)報(bào)告有顯著影響，可能會(huì)增加舞弊的可能性。Ahmed等[12]最先提出管理者的過度自信心理對(duì)會(huì)計(jì)穩(wěn)健性的影響，進(jìn)一步研究發(fā)現(xiàn)即使加入較強(qiáng)的外部監(jiān)管，仍不能消除管理者過度自信對(duì)會(huì)計(jì)穩(wěn)健性的不利影響。Ma等[13]基于行業(yè)金融學(xué)角度研究表明，公司過度自信會(huì)損害會(huì)計(jì)穩(wěn)健性。胡振興等[14]也指出管理層的非理性心理與會(huì)計(jì)穩(wěn)健性負(fù)相關(guān)?；谝陨戏治?，本文提出以下假設(shè)：

假設(shè)H2：管理層過度自信與會(huì)計(jì)穩(wěn)健性負(fù)相關(guān)。

1.3 會(huì)計(jì)穩(wěn)健性與并購(gòu)績(jī)效的影響

會(huì)計(jì)穩(wěn)健性是上市公司會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的重要特征，唐清泉等[15]表示并購(gòu)方公司會(huì)計(jì)穩(wěn)健性增強(qiáng)能夠減弱公司價(jià)值負(fù)向影響，說明在并購(gòu)過程中，會(huì)計(jì)穩(wěn)健性起著治理作用，不僅能夠緩沖企業(yè)信息不對(duì)稱問題引發(fā)的代理沖突，還能對(duì)管理人員的一些不當(dāng)行為起到制約作用。此外，會(huì)計(jì)穩(wěn)健性越高，為企業(yè)提供的財(cái)務(wù)報(bào)告數(shù)據(jù)越真實(shí)可靠，F(xiàn)rancisand 等 [16]使用basu分段線性回歸模型，利用損失和并購(gòu)決策的關(guān)系，得出穩(wěn)健性與并購(gòu)績(jī)效正相關(guān)。而Cedergren 等[17]卻持有不同意見，他通過對(duì)比 SFAS142 （2001）發(fā)布的影響，并對(duì)會(huì)計(jì)穩(wěn)健性與并購(gòu)績(jī)效、并購(gòu)風(fēng)險(xiǎn)的關(guān)系進(jìn)行重新研究，結(jié)果表明并購(gòu)風(fēng)險(xiǎn)性在 SFAS142實(shí)施后期有所降低，并因此質(zhì)疑條件穩(wěn)健性僅與并購(gòu)風(fēng)險(xiǎn)有關(guān)，而與并購(gòu)績(jī)效無(wú)關(guān)?；谝陨戏治觯疚奶岢鲆韵录僭O(shè)：

假設(shè)H3：會(huì)計(jì)穩(wěn)健性與并購(gòu)績(jī)效正相關(guān)，同時(shí)結(jié)合假設(shè)H2可知會(huì)計(jì)穩(wěn)健性會(huì)抑制管理層過度自信對(duì)并購(gòu)績(jī)效的影響，即會(huì)計(jì)穩(wěn)健性在管理層過度自信與并購(gòu)績(jī)效之間起著中介效應(yīng)的作用。

2 研究設(shè)計(jì)

2.1 樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文選取首次公告日在2014—2018年深滬A股上市公司發(fā)生的并購(gòu)行為為研究樣本，數(shù)據(jù)來源CSMAR數(shù)據(jù)庫(kù)。主要對(duì)以下數(shù)據(jù)進(jìn)行處理：剔除不成功交易的數(shù)據(jù);剔除關(guān)聯(lián)交易并購(gòu)的數(shù)據(jù);剔除ST公司、PT公司，這些財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)異?？赡軙?huì)導(dǎo)致研究結(jié)果有偏差;剔除公告信息不完整的數(shù)據(jù);剔除已退市的公司，退市公司數(shù)據(jù)不具有可比性;同一公司在一年內(nèi)發(fā)生了2次或2次以上并購(gòu)事件，取交易額最大的一次作為研究樣本;為了消除極端值的影響，本文對(duì)連續(xù)變量進(jìn)行了1%水平下的縮尾處理，經(jīng)處理最終獲得有效觀測(cè)值數(shù)量為8 105，本文數(shù)據(jù)分析采用Excel2010和stata15.1。

2.2 變量定義

1）被解釋變量。托賓Q是指資本的市場(chǎng)價(jià)值和其重置成本之比，是衡量公司業(yè)績(jī)表現(xiàn)或企業(yè)成長(zhǎng)性的重要指標(biāo)。利用△TobinQ衡量企業(yè)并購(gòu)績(jī)效，其中，△TobinQ=并購(gòu)后一年的值-并購(gòu)前一年的值。

2）解釋變量。衡量過度自信的標(biāo)準(zhǔn)有許多，目前沒有統(tǒng)一的結(jié)論?？紤]到我國(guó)資本市場(chǎng)的狀況以及數(shù)據(jù)可獲得性，參考何任等[18]的管理者相對(duì)薪酬作為衡量管理者過度自信。當(dāng)管理者相對(duì)薪酬大于中位數(shù)時(shí)，賦值為1，反之為0。

3）中介變量。會(huì)計(jì)穩(wěn)健性作為衡量公司財(cái)務(wù)制度的指標(biāo)，很受學(xué)者關(guān)注，為了量化其具體數(shù)值利用了各種研究方法。參考 Khan等[19]的研究得到中介變量。

4）控制變量。對(duì)于影響并購(gòu)績(jī)效的因素，除了管理層過度自信、會(huì)計(jì)穩(wěn)健性之外，還有許多其他因素，綜合前人研究，選擇了獨(dú)立董事比例（DDR）、第一大股東持股比例（Top1）、董事長(zhǎng)與總經(jīng)理兩職（CEO_Dual）是否合一（是為0，否為1）、公司規(guī)模（Size）、現(xiàn)金流（Cash-flow）、成長(zhǎng)性（Grow）以及資本結(jié)構(gòu)（DB）作為控制變量，如表1所示。

2.3 模型構(gòu)建

為了檢驗(yàn)上述提出的假設(shè)，借鑒溫忠麟等[20]的中介效應(yīng)理論，建立了如下3個(gè)逐步回歸檢驗(yàn)?zāi)Ｐ停?/p>

△TobinQ=β0+β1OC+β2DDR+β3Top1+β4Size+

β5Lev+β6CEO_Dual+β7Cashflow+

β8GROW+ε，（1）

C_Score=β0+β1OC+β2DDR+β3Top1+β4Size+

β5Lev+β6CEO_Dual+β7Cashflow+

β8GROW+ε，（2）

△TobinQ=β0+β1OC+β2C_Score+β3DDR+

β4TOP1+β5Size+β6Lev+β7CEO_Dual+

β8Cashflow+β9GROW+ε（3）

3 實(shí)證分析

3.1 描述性統(tǒng)計(jì)

對(duì)解釋變量、被解釋變量、中介變量以及涉及的控制變量進(jìn)行統(tǒng)計(jì)分析，如表2所示。由表2可知，并購(gòu)績(jī)效指標(biāo)（TobinQ）極小值是-5.559，極大值5.591，而平均值為-0.16，也就是說并購(gòu)績(jī)效大多都是不好的。而管理者過度自信平均值為0.481，說明有接近一半的管理者都存在過度自信的情況。資產(chǎn)負(fù)債率的極大值為0.923，極小值0.0511，差距不大，說明償債能力較穩(wěn)定，均值為0.422，說明整體負(fù)債水平還可以。規(guī)模較大的企業(yè)，獲得融資可能性較大，管理者進(jìn)行操縱的動(dòng)機(jī)較小，相對(duì)的會(huì)計(jì)穩(wěn)健性也越高。從上表來看公司規(guī)模不算大，推測(cè)會(huì)計(jì)穩(wěn)健性可能也不高。會(huì)計(jì)穩(wěn)健性極大值為2.156，極小值為-0.144，均值為0.387，說明會(huì)計(jì)穩(wěn)健性可能有點(diǎn)低，需要進(jìn)一步提高，這也進(jìn)一步驗(yàn)證公司規(guī)模不大，會(huì)計(jì)穩(wěn)健性不高這一推測(cè)。

3.2 相關(guān)性分析

變量相關(guān)系數(shù)，如表3所示。由表3可知，管理層過度自信與TobinQ的相關(guān)系數(shù)為-0.017，說明管理者過度自信對(duì)并購(gòu)績(jī)效存在負(fù)相關(guān)的關(guān)系，但顯著性還需要進(jìn)一步回歸實(shí)驗(yàn)檢驗(yàn)。管理層過度自信對(duì)會(huì)計(jì)穩(wěn)健性的相關(guān)系數(shù)為-0.019，而且在10%的水平上顯著。C_Score與TobinQ的相關(guān)系數(shù)為0.370，且在1%水平上顯著，表明會(huì)計(jì)穩(wěn)健性對(duì)并購(gòu)績(jī)效有顯著正向的影響?？刂谱兞恐?，TOP1與TobinQ相關(guān)系數(shù)為0.086，兩者正相關(guān)，且在1%顯著，表明企業(yè)第一大股東持股比例對(duì)并購(gòu)績(jī)效是起著促進(jìn)作用的。

3.3 回歸分析

回歸模型用來檢驗(yàn)本文的中介效應(yīng)，如表4所示。由表4可知：第1列為管理者過度自信對(duì)并購(gòu)績(jī)效的影響結(jié)果，兩者系數(shù)為-0.103，且在1%水平顯著，假設(shè)1成立;第3列為管理者過度自信對(duì)會(huì)計(jì)穩(wěn)健性的影響結(jié)果，兩者相關(guān)系數(shù)為-0.0616，在1%水平顯著為負(fù)，假設(shè)2成立;第5列為管理者過度自信對(duì)并購(gòu)績(jī)效影響的基礎(chǔ)上加入中介變量會(huì)計(jì)穩(wěn)健性的回歸結(jié)果。結(jié)果表明會(huì)計(jì)穩(wěn)健性與并購(gòu)績(jī)效相關(guān)系數(shù)為0.782，且在1%水平顯著為正，假設(shè)3成立;在第2、4、6列中，加入行業(yè)這一虛擬變量之后，顯著性更強(qiáng)，結(jié)果依然成立;中介效應(yīng)檢驗(yàn)。為了進(jìn)一步驗(yàn)證中介效應(yīng)存在，本文又使用Stata進(jìn)行Sobel檢驗(yàn)和Bootstrap檢驗(yàn)，結(jié)果依然成立。

3.4 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

3.4.1 解釋變量

管理層過度自信OC是以管理層薪酬比例的中位數(shù)為界限，大于中位數(shù)的為1，否則為0。為了測(cè)試管理層過度自信對(duì)并購(gòu)績(jī)效的影響的穩(wěn)定性，把管理層過度自信轉(zhuǎn)換為管理層前三名的薪酬比例，比例越高，代表管理層越容易過度自信。其他變量不變，回歸結(jié)果如表5所示。

由表5可知，第1、3、5列管理層過度自信、會(huì)計(jì)穩(wěn)健性和企業(yè)并購(gòu)績(jī)效之間的影響均在1%水平顯著。此時(shí)中介效應(yīng)成立;在第2、4、6列中，加入行業(yè)這一虛擬變量之后，顯著性更強(qiáng)，結(jié)果依然成立;Sobel檢驗(yàn)和Bootstrap檢驗(yàn)結(jié)果依然成立。

3.4.2 縮小樣本量

為了消除樣本數(shù)據(jù)太多產(chǎn)生的偶然性誤差，在2014—2018年的上市企業(yè)并購(gòu)為對(duì)象的基礎(chǔ)上，剔除并購(gòu)價(jià)值低于10 000萬(wàn)元的樣本，最終還有4 025個(gè)樣本，并重新進(jìn)行回歸?；貧w結(jié)果，如表6所示。

由表6可知，第1、3、5列管理層過度自信、會(huì)計(jì)穩(wěn)健性和企業(yè)并購(gòu)績(jī)效之間的影響均顯著。中介效應(yīng)成立;在第2、4、6列中，加入行業(yè)這一虛擬變量之后，顯著性更強(qiáng)，結(jié)果依然成立;Sobel檢驗(yàn)和Bootstrap檢驗(yàn)結(jié)果依然成立。

3.4.3 傾向得分匹配法

為了解決樣本選擇偏差的內(nèi)生性問題，本文使用傾向得分匹配法進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。利用管理層過度自信這一變量特點(diǎn)，把管理層過度自信為1的分為試驗(yàn)組，而管理層過度自信為0的分為對(duì)照組。首先得出傾向得分?jǐn)?shù)，然后再根據(jù)匹配后的樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行再次回歸，最后得出回歸結(jié)果，如表7所示。

由表7可知：第1、3、5列管理層過度自信、會(huì)計(jì)穩(wěn)健性和企業(yè)并購(gòu)績(jī)效之間的影響均在1%水平顯著。中介效應(yīng)成立;在第2、4、6列中，加入行業(yè)這一虛擬變量之后，顯著性更強(qiáng)，結(jié)果依然成立;Sobel檢驗(yàn)和Bootstrap檢驗(yàn)結(jié)果依然成立。

4 進(jìn)一步分析

4.1 股權(quán)性質(zhì)

一般來說，國(guó)有企業(yè)沒有所有權(quán)“實(shí)體”，監(jiān)管力度不足，受政策干擾，很難行使約束的作用。比如對(duì)銀行進(jìn)行融資時(shí)，因?yàn)檎吒深A(yù)，他的約束力度就弱于民營(yíng)企業(yè)。胡國(guó)柳等[21]研究得出國(guó)有企業(yè)會(huì)計(jì)穩(wěn)健性對(duì)管理層制約力度顯著弱于民營(yíng)企業(yè)。侯曉莉[22]認(rèn)為在非國(guó)有企業(yè)中管理層過度自信影響企業(yè)并購(gòu)決策更加顯著，但付春瀟[23]研究發(fā)現(xiàn)在非國(guó)有企業(yè)中，管理層過度自信會(huì)給企業(yè)帶來更高的風(fēng)險(xiǎn)。基于以上分析，本文提出以下假設(shè)：

假設(shè)H4：股權(quán)性質(zhì)中，非國(guó)有企業(yè)會(huì)計(jì)穩(wěn)健性在管理層過度自信與企業(yè)并購(gòu)績(jī)效之間的中介效應(yīng)可能更明顯。

根據(jù)我國(guó)上市企業(yè)的實(shí)際控制人性質(zhì)可將樣本劃分為國(guó)有企業(yè)和非國(guó)有企業(yè)，在模型1、2、3的基礎(chǔ)上，把樣本分組進(jìn)行回歸分析，如表8所示。由表8可知：左邊1～3列為國(guó)有企業(yè)，其中第1列中管理層過度自信對(duì)并購(gòu)績(jī)效負(fù)相關(guān)，但是不顯著，中介效應(yīng)不存在;右邊4～6列為非國(guó)有企業(yè)，管理層過度自信、會(huì)計(jì)穩(wěn)健性和企業(yè)并購(gòu)績(jī)效之間均在1%水平顯著，此時(shí)中介效應(yīng)存在。即在非國(guó)有企業(yè)中，中介效應(yīng)存在。假設(shè)4成立。進(jìn)一步Sobel檢驗(yàn)，假設(shè)4仍然成立。

4.2 企業(yè)生命周期

企業(yè)生命周期是指企業(yè)誕生、成長(zhǎng)、壯大、衰退甚至死亡的過程?；谝延醒芯繉⑵髽I(yè)簡(jiǎn)單的分為成長(zhǎng)期、成熟期和衰退期。企業(yè)發(fā)展到成熟期，規(guī)模比以前明顯增大，技術(shù)也更加成熟，此時(shí)并購(gòu)趨于穩(wěn)定。而成長(zhǎng)期的企業(yè)，為了占有更大的市場(chǎng)以及增強(qiáng)企業(yè)影響力，企業(yè)更易進(jìn)行并購(gòu)。衰退期的企業(yè)基本退市，并購(gòu)的企業(yè)基本很少。李英利等[24]研究表明成長(zhǎng)期和成熟期的會(huì)計(jì)透明度對(duì)公司價(jià)值有顯著正面影響，而且成長(zhǎng)期企業(yè)的正向影響更強(qiáng)。王宛秋等[25]研究表明當(dāng)企業(yè)處于成長(zhǎng)期時(shí)，并購(gòu)與之相近的技術(shù)行業(yè)能顯著提高并購(gòu)績(jī)效。何鄧嬌[26]認(rèn)為假設(shè)企業(yè)并購(gòu)績(jī)效會(huì)受企業(yè)的生命周期的影響，而且成長(zhǎng)期的并購(gòu)績(jī)效優(yōu)于成熟期或衰退期?；谝陨戏治?，本文提出以下假設(shè)：

假設(shè)H5：企業(yè)生命周期中，成長(zhǎng)期企業(yè)會(huì)計(jì)穩(wěn)健性在管理層過度自信和并購(gòu)績(jī)效之間的中介效應(yīng)可能更為明顯。

根據(jù)企業(yè)不同生命周期將模型1、2、3分組得出的實(shí)證結(jié)果，如表9所示。由表9可知：左邊1～3列為成長(zhǎng)期的企業(yè)，管理層過度自信、會(huì)計(jì)穩(wěn)健性與企業(yè)并購(gòu)績(jī)效之間均在1%水平顯著，此時(shí)中介效應(yīng)存在; 4～6列為成熟期企業(yè)，其中第4列中管理層過度自信對(duì)并購(gòu)績(jī)效相關(guān)系數(shù)為-0.035 7，但是不顯著，中介效應(yīng)不存在; 7～9列為衰退期企業(yè)，中介效應(yīng)也不存在。即企業(yè)處在成長(zhǎng)期時(shí)中介效應(yīng)存在，而其他階段不存在。假設(shè)5成立。 進(jìn)一步Sobel檢驗(yàn)，假設(shè)5依然成立。

4.3 管理層個(gè)體特征

4.3.1 高管個(gè)體特征——性別

心理學(xué)研究認(rèn)為，男性管理層更偏向風(fēng)險(xiǎn)愛好型，更容易表現(xiàn)過度自信的非理性心理。Palvia等[27]研究認(rèn)為女性較男性謹(jǐn)慎，更易避開不確定風(fēng)險(xiǎn)。陳俐君等[28]研究表明男性CEO比女性CEO更過度自信。李世剛[29]同樣得出女性高管能顯著降低上市公司過度自信的概率。此外，Barua等[30]和Thiruvadi等[31]以CFO性別為研究對(duì)象，研究盈余管理與管理者性別的關(guān)系，實(shí)證結(jié)果：女性CFO盈余管理少、可操縱性利潤(rùn)較低，財(cái)務(wù)報(bào)告的會(huì)計(jì)質(zhì)量較高。也即：女性高管受會(huì)計(jì)穩(wěn)健性影響較小。基于以上分析，本文提出以下假設(shè)：

假設(shè)H6-1：高管為男性時(shí)，會(huì)計(jì)穩(wěn)健性在管理層過度自信和并購(gòu)績(jī)效之間的中介效應(yīng)可能更為明顯。

在模型1、2、3基礎(chǔ)上，以上市企業(yè)高管（CFO）的性別進(jìn)行分組得出的實(shí)證結(jié)果，如表10所示。由表10可知：管理層為男性時(shí)，結(jié)論依然成立，會(huì)計(jì)穩(wěn)健性在管理層過度自信與并購(gòu)績(jī)效之間仍起著中介效應(yīng)。而管理層為女性時(shí)，雖然管理層過度自信對(duì)并購(gòu)績(jī)效負(fù)相關(guān)，但管理層過度自信與會(huì)計(jì)穩(wěn)健性負(fù)相關(guān)并不顯著，中介效應(yīng)并不存在，假設(shè)H6-1成立。Sobel進(jìn)一步檢驗(yàn)，假設(shè)H6-1仍然成立。

4.3.2 高管個(gè)體特征——年齡

心理學(xué)研究認(rèn)為：年紀(jì)越大越不容易沖動(dòng)。沖動(dòng)通常是由外界刺激引起的，靠激情推動(dòng)，帶有強(qiáng)烈的情緒色彩，一旦激發(fā)，意識(shí)范圍就會(huì)變得狹窄，言語(yǔ)舉止也難以受中樞神經(jīng)的有力調(diào)節(jié)和控制，常會(huì)感情用事、魯莽行事。喻婧等[32]運(yùn)用 Barratt 沖動(dòng)性量表研究發(fā)現(xiàn)不管在注意沖動(dòng)、行為沖動(dòng)還是非計(jì)劃性沖動(dòng)，年輕均比年長(zhǎng)要高。張小藝[33]研究管理層男性占比越高、越年輕化、越具有海外背景，公司做出并購(gòu)決策的可能性越高。趙息等[34]研究表明管理層團(tuán)隊(duì)平均年齡越小，會(huì)計(jì)穩(wěn)健性對(duì)跨國(guó)并購(gòu)價(jià)值創(chuàng)造效應(yīng)的促進(jìn)作用越不明顯?；谝陨戏治?，本文提出以下假設(shè)：

假設(shè)H6-2：高管年齡越小，會(huì)計(jì)穩(wěn)健性在管理層過度自信和并購(gòu)績(jī)效之間的中介效應(yīng)可能更為明顯。

在主模型基礎(chǔ)上，以上市企業(yè)高管（CFO）的平均年齡為分界線劃分較年輕（低于平均值）和年長(zhǎng)（高于平均值）進(jìn)行分組得出的實(shí)證結(jié)果，如表11所示。由表11可知：上市企業(yè)CFO年輕時(shí)，運(yùn)用逐步回歸得出的結(jié)果是顯著的，即當(dāng)管理者的年齡較年輕時(shí)，中介效應(yīng)存在。而上市企業(yè)CFO年長(zhǎng)時(shí)，第4列中管理層過度自信對(duì)并購(gòu)績(jī)效相關(guān)系數(shù)為-0.067 9，不顯著，此時(shí)中介效應(yīng)不存在。當(dāng)管理者的年齡較年長(zhǎng)時(shí)，中介效應(yīng)不存在。假設(shè)H6-2成立。進(jìn)一步Sobel檢驗(yàn)，假設(shè)H6-2成立。

5 結(jié)論與建議

5.1 結(jié)論

本文主要研究管理層過度自信對(duì)并購(gòu)績(jī)效的影響，并研究會(huì)計(jì)穩(wěn)健性這一變量在兩者之間的作用。選取2014—2018年上市深滬A股為研究對(duì)象，管理層過度自信為自變量，并購(gòu)績(jī)效為因變量，會(huì)計(jì)穩(wěn)健性為中介變量進(jìn)行回歸分析。研究發(fā)現(xiàn)：管理層過度自信會(huì)抑制企業(yè)會(huì)計(jì)穩(wěn)健性，進(jìn)而降低企業(yè)并購(gòu)績(jī)效，即會(huì)計(jì)穩(wěn)健性在管理層過度自信與并購(gòu)績(jī)效之間發(fā)揮了中介效應(yīng);進(jìn)一步研究發(fā)現(xiàn)：在產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、企業(yè)生命周期和管理層個(gè)體特征不同時(shí)，中介效應(yīng)不同。產(chǎn)權(quán)性質(zhì)中，非國(guó)有企業(yè)受約束力度較大，對(duì)管理者過度自信的約束力較強(qiáng)，中介效應(yīng)更明顯。企業(yè)生命周期處在成長(zhǎng)期時(shí)，中介效應(yīng)更為明顯。當(dāng)高管處在男性、年齡較小時(shí)，中介效應(yīng)更為明顯。

5.2 建議

1）關(guān)注管理層的心理狀態(tài)。管理層是公司不可或缺的角色，是否合并、如何合并、怎樣整合，他們往往都有決定權(quán)。為了幫助企業(yè)合理利用資源，減少由于過度自信導(dǎo)致的無(wú)效并購(gòu)事件發(fā)生。采取措施遏制管理層過度自信是必不可少的，最有效的是從根本上解決過度自信這一心理偏差，因此，公司在經(jīng)營(yíng)活動(dòng)過程中，要關(guān)注管理層的心理變化。

2）提高會(huì)計(jì)政策穩(wěn)鍵性。通過進(jìn)一步研究發(fā)現(xiàn)，非國(guó)有企業(yè)、成長(zhǎng)期企業(yè)、高管特征為男性并且年齡較小時(shí)，會(huì)計(jì)穩(wěn)健性的中介效應(yīng)更加明顯。因此，為了抑制管理層過度自信的非理性行為對(duì)并購(gòu)績(jī)效的影響，政府可適當(dāng)制定更嚴(yán)格的規(guī)則，強(qiáng)制企業(yè)使用更為嚴(yán)格的會(huì)計(jì)處理辦法。比如，2017年，財(cái)政部發(fā)布修訂后的《企業(yè)會(huì)計(jì)準(zhǔn)則第14號(hào)—收入》（下稱“新收入準(zhǔn)則”）。新收入準(zhǔn)則對(duì)收入確認(rèn)更加嚴(yán)格，原來三要素確認(rèn)，現(xiàn)在需要5、6個(gè)要素齊全才能確認(rèn)，減少主觀判斷，降低隨意性。新收入準(zhǔn)則對(duì)企業(yè)目前的信息披露有著明確的要求，要求企業(yè)加強(qiáng)對(duì)合同負(fù)債和合同資產(chǎn)的相關(guān)披露進(jìn)行說明，嚴(yán)格保證其合理性和良好的信息質(zhì)量。這種類似的準(zhǔn)則修訂，使得公司會(huì)計(jì)穩(wěn)健性被動(dòng)提升，管理者進(jìn)行自由操控的空間更小。

3）完善高管評(píng)價(jià)標(biāo)準(zhǔn)。我國(guó)市場(chǎng)的管理層門檻較高，優(yōu)秀的管理層流動(dòng)性不強(qiáng)，也沒有統(tǒng)一的規(guī)章制度。以教育背景和工作經(jīng)驗(yàn)來作為優(yōu)秀管理層標(biāo)準(zhǔn)是不夠的，可以加強(qiáng)公平競(jìng)爭(zhēng)的市場(chǎng)環(huán)境和評(píng)估機(jī)制，使他們即使處在管理層的位置，也會(huì)有被取代的可能。這樣會(huì)提高管理層的壓力，使得他們進(jìn)行決策時(shí)更加謹(jǐn)慎，進(jìn)而減少管理層的非理性行為。

參考文獻(xiàn)：

[1] GENNAIOLI N，MA Y，SHLEIFER A.Expectations and Investment[J].BIS Working Papers，2015，30（1）：379.

[2] HIRSHLEIFER D A，TEOH S H，LOW A.Are overconfident CEOs better innovators？[J].Journal of Finance，2012，67（4）：1457.

[3] MALMENDIER U，TATE G.Behavioral CEOs：The role of managerial overconfidence[J].Journal of Economic Perspectives，2015，29（4）：37.

[4] 邱娜.管理層判斷對(duì)會(huì)計(jì)穩(wěn)健性的替代作用[J].現(xiàn)代商業(yè)，2016（14）：137.

[5] 胡國(guó)柳，周遂.會(huì)計(jì)穩(wěn)健性、管理者過度自信與企業(yè)過度投資[J].東南大學(xué)學(xué)報(bào)（哲學(xué)社會(huì)科學(xué)版），2013，15（2）：50.

[6] KRAVETTD，et al.Accounting conservatism and managerial risk-taking：Corporate acquisitions[J].Journal of Accounting and Economics，2014，57（2/3）：218.

[7] LI WA，GANG C.Managerial ownership，accounting conservatism and M&A performance：Evidence from Shanghai and Shenzhen A-share listed companies[J].Journal of Audit&Economics，2015，30（4）：3.

[8] FATTOBENE L，CAIFFA M.Sitting on the board or sitting on the throne？ Evidence of boards overconfidence from the Italian market[J].Economic Notes，2016，45（2）：235.

[9] BAI L，CHAO L，SCHOOL B，et al.The boards overconfidence and the international M&A performance[J].Business Management Journal，2017，39（12）：73.

[10] 宋淑琴，代淑江.管理者過度自信、并購(gòu)類型與并購(gòu)績(jī)效[J].宏觀經(jīng)濟(jì)研究，2015（5）：139.

[11] SCHRAND C M，ZECHMAN S L C.Executive overconfidence and the slippery slope to financial misreporting[J].Journal of Accounting Research，2012，53：311.

[12] AHMED，DUELLMAN.Managerial overconfidence and accounting conservatism[J].Journal of Accounting Research，2013（51）：1.

[13] MA D，YITING L，Xiangcheng J.Effect of managerial overconfidence of Chinese listed companies on accounting conservatism[J].World Sci-Tech R & D，2016，38（1）：199.

[14] 胡振興，陳帥，王阿嬌.管理者過度自信、產(chǎn)權(quán)異質(zhì)性與會(huì)計(jì)穩(wěn)健性[J].河南理工大學(xué)學(xué)報(bào)（社會(huì)科學(xué)版），2017，

18（4）：38.

[15] 唐清泉，韓宏穩(wěn).關(guān)聯(lián)并購(gòu)與公司價(jià)值：會(huì)計(jì)穩(wěn)健性的治理作用[J].南開管理評(píng)論，2018（3）：23.

[16] FRANCIS J R，MARTIN X.Acquisition profitability and timely loss recognition[J].SSRN Electronic Journal，2010，49（1-2）：161.

[17] CEDERGREN M C，LEV B，ZAROWIN P，et al.SFAS 142，conditional Conservatism，and acquisition profitability and risk[J].Social Science Electronic publishing，2015.

[18] 何任，甘入文.高校獨(dú)董、管理者過度自信與企業(yè)并購(gòu)績(jī)效：來自我國(guó)民營(yíng)上市公司的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)[J].財(cái)會(huì)月刊，2019（1）：40.

[19] KHAN M，WATTS R L.Estimation and empirical proper-ties of a firm year measure of accounting conservatism[J].Journal of Accounting and Economics，2009，48（2/3）：132.

[20] 溫忠麟.張雷，侯杰泰，等.中介效應(yīng)檢驗(yàn)程序及其應(yīng)用[J].心理學(xué)報(bào)，2004（5）：614.

[21] 胡國(guó)柳，周遂.會(huì)計(jì)穩(wěn)健性、管理者過度自信與企業(yè)過度投資[J].東南大學(xué)學(xué)報(bào)（哲學(xué)社會(huì)科學(xué)版），2013，15（2）：50.

[22] 侯曉莉.管理層過度自信對(duì)企業(yè)并購(gòu)決策的影響研究[J].財(cái)會(huì)學(xué)習(xí)，2020（15）：173.

[23] 付春瀟.管理層過度自信、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)與企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)[J].財(cái)會(huì)學(xué)習(xí)，2021（12）：143.

[24] 李英利，譚夢(mèng)卓.會(huì)計(jì)信息透明度與企業(yè)價(jià)值：基于生命周期理論的再檢驗(yàn)[J].會(huì)計(jì)研究，2019（10）：27.

[25] 王宛秋，馬紅君.技術(shù)鄰近性、研發(fā)投入與技術(shù)并購(gòu)創(chuàng)新績(jī)效：基于企業(yè)生命周期的視角[J].管理評(píng)論，2020，32（6）：104.

[26] 何鄧嬌.企業(yè)生命周期、并購(gòu)類型與并購(gòu)績(jī)效[J].財(cái)會(huì)月刊，2016（18）：41.

[27] PALVIA A，VHMAA E，VHMAA S.Are female CEOs and chairwomen More conservative and risk averse？ Evidence from the banking industry during the financial crisis[J].Journal of business Ethics，2015，131（3）：577.

[28] 陳俐君，阮秀云，陳昌杰.CEO性別特征與公司資本結(jié)構(gòu)：基于過度自信的中介效應(yīng)研究[J].財(cái)會(huì)通訊，2019（6）：64.

[29] 李世剛.女性高管、過度自信與上市公司融資偏好：來自中國(guó)資本市場(chǎng)的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)[J].經(jīng)濟(jì)經(jīng)緯，2014，31（2）：92.

[30] BARUA A，DAVIDSON L F，RAMA D V，et al.CFO Gender and accruals quality[J].Accounting Horizons，2010，24（1）：25.

[31] THIRUVADI S，HUANG H W.Audit committee gender differences and earnings management[J].Gender in Management，2011，26（7）：483.

[32] 喻婧，饒儷琳，雷旭.越老越風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避嗎？：年齡對(duì)沖動(dòng)性預(yù)測(cè)決策行為的調(diào)節(jié)效應(yīng)[J].心理科學(xué)，2019，42（6）：1382.

[33] 張小藝.管理層背景對(duì)上市公司并購(gòu)決策的影響[J].全國(guó)流通經(jīng)濟(jì)，2020（10）：105.

[34] 趙息，褚洪輝，陳妍慶.會(huì)計(jì)穩(wěn)健性、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)與跨國(guó)并購(gòu)價(jià)值創(chuàng)造效應(yīng)：基于上層梯隊(duì)理論視角[J].經(jīng)濟(jì)體制改革，2017（4）：109.

[編輯：厲艷飛]