向 誠 ,趙宇洋

(1.重慶大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與工商管理學(xué)院,重慶 400044;2.西安交通大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與金融學(xué)院,西安 710061)

并購已成為我國上市公司尋求外延式擴(kuò)張發(fā)展的重要途徑,A 股市場年并購規(guī)模已達(dá)到萬億級(jí),穩(wěn)居全球第二。同時(shí),在供給側(cè)改革的戰(zhàn)略背景下,并購活動(dòng)對(duì)優(yōu)化我國資本市場資源配置、推動(dòng)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。然而,我國上市公司的并購績效不甚理想,以高溢價(jià)進(jìn)行并購、但并購之后的業(yè)績無法達(dá)到預(yù)期的現(xiàn)象普遍存在[1],導(dǎo)致后續(xù)的巨額商譽(yù)減值和股價(jià)崩盤等嚴(yán)重負(fù)面后果[2]。上市公司的管理者是并購交易的決策主體,部分學(xué)者嘗試打破管理者的“理性人”假設(shè),從管理者的過度自信等非理性因素對(duì)其風(fēng)險(xiǎn)偏好與并購決策過程的影響出發(fā),解釋其并購績效低下的現(xiàn)象[1,3-4]。而行為金融學(xué)者們指出,在傳統(tǒng)的“均值-方差”框架之外,個(gè)體的風(fēng)險(xiǎn)投資決策還受到投資收益分布偏度的顯著影響[5]。具體而言,受到主觀信念偏差以及極端事件的突出性等影響,個(gè)體表現(xiàn)出非理性的偏度偏好或者說“博彩”傾向,過度青睞那些如彩票般有小概率獲得極高收益、即收益呈正偏分布的資產(chǎn),并為其支付過高的價(jià)格[6]。新近研究表明,公司管理者在研發(fā)投入[7-9]、資本預(yù)算[10]和員工期權(quán)激勵(lì)計(jì)劃[11-12]等財(cái)務(wù)決策中均表現(xiàn)出明顯的偏度偏好。然而,這一偏好是否同樣影響管理者的并購決策和績效,尚未得到專門研究。

下例可簡要說明偏度偏好對(duì)管理者并購決策的潛在影響。假設(shè)有A、B兩個(gè)并購項(xiàng)目,兩者的投入均為5單位,項(xiàng)目A 分別有40%和60%的概率獲得2單位和8單位的現(xiàn)值收益,項(xiàng)目B分別有90%和10%的概率獲得2單位和30單位的現(xiàn)值收益。A 項(xiàng)目的凈現(xiàn)值為正(2×0.4+8×0.6-5=0.6),B項(xiàng)目盡管凈現(xiàn)值為負(fù)(2×0.9+30×0.1-5=-0.2),但有10%的概率獲得6倍于其投入的超高收益。在偏度偏好的影響下,這一潛在的超高收益可為管理者帶來更大的主觀效用[13],管理者因而可能選擇并購項(xiàng)目B而容忍其負(fù)的凈現(xiàn)值,而平均而言,這一選擇將損害其并購績效和公司價(jià)值。

基于上述思路,以2009～2019年A 股上市公司的并購事件為樣本,研究并購標(biāo)的的預(yù)期收益偏度對(duì)其并購溢價(jià)水平以及主并方并購績效的影響。研究結(jié)果表明,特定行業(yè)上市公司近期的會(huì)計(jì)或股票收益偏度越大、即其收益上限越高,主并公司在并購該行業(yè)公司時(shí)給予的溢價(jià)水平就越高,其并購績效則越低。具體而言,并購標(biāo)的所屬行業(yè)上市公司的股票(會(huì)計(jì))收益偏度每提升1個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差,并購標(biāo)的的溢價(jià)水平較樣本均值提高10.5%(10.0%),而主并方在并購公告前一個(gè)交易日到后一個(gè)交易日([-1,1])的累積超額收益下降0.467(0.207)個(gè)百分點(diǎn),其實(shí)施并購后下一年的凈資產(chǎn)收益率則較并購前一年下降0.310(0.193)個(gè)百分點(diǎn)。

進(jìn)一步研究表明,前述影響在非國有企業(yè)、機(jī)構(gòu)持股比例低、以及總部所處省份人均彩票銷售額較高的主并公司中更顯著。一方面,相較于國有企業(yè),非國有企業(yè)管理者的決策自由度更強(qiáng),其個(gè)人偏好對(duì)并購交易的影響更大[1,3]。同時(shí),個(gè)人投資者的“博彩”傾向明顯,而機(jī)構(gòu)投資者厭惡、而非偏好資產(chǎn)收益的特質(zhì)偏度[14-15],機(jī)構(gòu)持有公司的股權(quán)比例越高,越有動(dòng)機(jī)監(jiān)督和抑制管理者追捧有小概率獲取極高收益并購標(biāo)的的“博彩式”并購活動(dòng)。另一方面,彩票是典型的凈現(xiàn)值為負(fù)、但有小概率獲得極高收益的收益正偏分布型資產(chǎn),彩票銷售火爆的地域有著更濃的博彩文化氛圍。因此,這些地域的公司管理者偏度偏好更強(qiáng)[10],其“博彩式”并購也更容易得到當(dāng)?shù)貑T工、投資者及客戶等的認(rèn)同和支持,更可能給予彩票型并購標(biāo)的高溢價(jià),進(jìn)而造成低并購績效。最后,在考慮管理者過度自信因素、更換主要變量度量方式、以及利用宗教信仰判別各省份博彩氛圍高低后,本文的主要實(shí)證研究結(jié)果依然穩(wěn)健。

相較于已有研究,本文的貢獻(xiàn)包括:首先,從偏度偏好的視角,進(jìn)一步探討了管理者的非理性行為或心理偏差對(duì)其并購活動(dòng)的潛在影響。已有研究主要從過度自信和錨定效應(yīng)兩個(gè)方面入手,分析管理者并購決策中的非理性因素[1,3,16-17]。本文則發(fā)現(xiàn),管理者向預(yù)期收益偏度高的并購標(biāo)的支付了過高溢價(jià),從而損害其并購績效,而這一現(xiàn)象在上年度股票收益或會(huì)計(jì)收益更低、即管理者自信程度更低的公司中顯著更強(qiáng),表明業(yè)績不佳的公司管理者更可能寄希望于“博彩式”的并購迅速改善公司資本市場或會(huì)計(jì)表現(xiàn)。這一現(xiàn)象與基于管理者自信的解釋的預(yù)期相悖,而符合管理者偏度偏好的理論預(yù)期,表明管理者的偏度偏好對(duì)A 股上市公司的并購績效具有較強(qiáng)的邊際解釋能力,豐富了有關(guān)管理者的非理性行為或心理偏差影響其并購績效的研究。同時(shí),這一發(fā)現(xiàn)也有助于理解近年來A 股公司通過并購活動(dòng),扎堆進(jìn)入新能源汽車等失敗幾率大、但收益上限高的行業(yè)的“蹭熱點(diǎn)”式并購現(xiàn)象。

其次,豐富了管理者偏度偏好影響上市公司財(cái)務(wù)活動(dòng)領(lǐng)域的研究。偏度偏好理論突破了基于“均值-方差”特征的傳統(tǒng)期望效用框架,更好地刻畫了個(gè)體對(duì)尾部極端事件的風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度,也更加契合資本市場風(fēng)險(xiǎn)收益的有偏分布特征。已有研究多數(shù)以個(gè)人投資者為研究對(duì)象,研究其偏度偏好對(duì)資產(chǎn)定價(jià)過程的潛在影響[15,18]。少數(shù)研究嘗試以管理者為研究對(duì)象,探討了管理者的偏度偏好對(duì)公司創(chuàng)新投入[7-9]、行業(yè)間資源配置[10]和員工期權(quán)激勵(lì)[12]等財(cái)務(wù)決策的影響,但相對(duì)而言,當(dāng)前這一領(lǐng)域的研究還較為有限,且對(duì)于管理者的偏度偏好對(duì)公司績效存在消極還是積極影響,已有研究并未得到一致的結(jié)論。Adhikari等[7]和Chen 等[8]發(fā)現(xiàn),在美國市場中,管理者的偏度偏好提升了公司的創(chuàng)新產(chǎn)出;而趙奇鋒等[9]則發(fā)現(xiàn),在A 股市場中,管理者的偏度偏好阻礙了企業(yè)創(chuàng)新。本文以并購活動(dòng)為研究對(duì)象,有助于拓展偏度偏好影響上市公司財(cái)務(wù)活動(dòng)的研究視角;同時(shí),本文發(fā)現(xiàn),管理者因偏度偏好而為預(yù)期收益偏度高的并購標(biāo)的支付過高的并購溢價(jià),損害了公司市場價(jià)值和會(huì)計(jì)收益,與趙奇鋒等有關(guān)管理者偏度偏好損害公司價(jià)值的發(fā)現(xiàn)相吻合。這一結(jié)果凸顯了本文依托中國情境探討管理者偏度偏好如何影響公司決策的學(xué)術(shù)和實(shí)務(wù)意義。

最后,有助于進(jìn)一步理解文化因素對(duì)企業(yè)并購績效等資本市場產(chǎn)出的影響。相較于發(fā)達(dá)國家,我國的法律法規(guī)等正式制度相對(duì)薄弱,文化等非正式制度安排對(duì)資本市場的影響明顯[19]。已有研究更多關(guān)注并購雙方的文化差異對(duì)并購績效的影響[20-22],本文則發(fā)現(xiàn),主并公司所處地域的博彩文化氛圍可能助長其管理者在并購活動(dòng)中的偏度偏好,進(jìn)而強(qiáng)化這一偏好對(duì)其并購績效的負(fù)面影響。本文結(jié)果凸顯了塑造良好文化氛圍對(duì)提高我國企業(yè)并購績效、優(yōu)化市場資源配置的重要現(xiàn)實(shí)意義。

1 文獻(xiàn)綜述

1.1 偏度偏好

傳統(tǒng)金融學(xué)說使用基于“均值-方差”框架的期望效用理論描述個(gè)體的風(fēng)險(xiǎn)決策行為。然而,個(gè)體同時(shí)購買彩票和保險(xiǎn)的現(xiàn)象,表明個(gè)體在風(fēng)險(xiǎn)決策時(shí)會(huì)過于關(guān)注小概率的極端事件。換言之,在均值和方差特征之外,風(fēng)險(xiǎn)事件結(jié)果的分布偏度同樣影響個(gè)體的決策過程[23]。具體而言,個(gè)體存在偏度偏好,追求正偏收益事件(如買彩票),而相反避免負(fù)偏收益事件(如買保險(xiǎn))。Barberis等[5]利用累積前景理論解釋個(gè)體的這一偏好,認(rèn)為個(gè)體利用主觀權(quán)重函數(shù)代替客觀概率分布進(jìn)行風(fēng)險(xiǎn)決策,高估風(fēng)險(xiǎn)結(jié)果分布尾部區(qū)域事件發(fā)生的概率。Bordalo等[6]提出“突出理論”,認(rèn)為極端事件的突出性會(huì)吸引個(gè)體更多注意力,使其高估此類事件再次發(fā)生的可能,進(jìn)而表現(xiàn)出偏度偏好。

相關(guān)實(shí)證證據(jù)表明,偏度偏好使得個(gè)體過度青睞那些如彩票般有小概率獲得極高收益、即收益正偏分布的資產(chǎn),并愿意為其支付過高的價(jià)格,進(jìn)而造成此類資產(chǎn)隨后的低收益[15,18,24]。資產(chǎn)收益分布偏度與其未來收益的負(fù)向關(guān)聯(lián),在期權(quán)[25]、場外交易股票[26]和可回購權(quán)證[27]等多種資產(chǎn)類型中均得到了驗(yàn)證,同時(shí),這一負(fù)向關(guān)聯(lián)對(duì)IPO 抑價(jià)[28]、異質(zhì)波動(dòng)率之謎[29]、賬面市值比異象[30]和Beta異象[31]等資本市場異象也具有一定的解釋能力。

偏度偏好還對(duì)公司管理者的創(chuàng)新投入、員工期權(quán)激勵(lì)計(jì)劃以及行業(yè)資源配置策略等財(cái)務(wù)決策存在顯著影響。創(chuàng)新活動(dòng)(如藥物研發(fā))具有周期長、失敗幾率大、但成功后可帶來高收益等特點(diǎn),是典型的收益正偏型投資活動(dòng),偏度偏好有助于提升管理者對(duì)創(chuàng)新失敗的容忍度,增強(qiáng)其創(chuàng)新投入意愿,從而提升公司創(chuàng)新水平[7-8],但也可能導(dǎo)致其進(jìn)行魯莽而無效率的創(chuàng)新投入[9]。Kumar等[11]和Spalt[12]指出,股票期權(quán)的預(yù)期收益存在天然的正偏特性,在博彩文化濃厚的地區(qū),個(gè)體的偏度偏好更強(qiáng),當(dāng)?shù)毓镜姆歉吖軉T工因而更愿意接受以股票期權(quán)形式實(shí)施的激勵(lì)方案。Schneider等[10]發(fā)現(xiàn),跨行業(yè)公司在對(duì)其涉足的多個(gè)行業(yè)進(jìn)行資源配置時(shí),會(huì)向近期資本市場收益或會(huì)計(jì)收益偏度更大的行業(yè)傾斜?？傮w而言,國外學(xué)者研究指出,偏度偏好會(huì)顯著影響管理者的重大財(cái)務(wù)決策,而國內(nèi)學(xué)者在這一領(lǐng)域的研究還相對(duì)有限。

1.2 并購績效

無論在A 股市場或是國外資本市場,并購活動(dòng)均存在明顯的“贏家詛咒”現(xiàn)象,多數(shù)并購活動(dòng)僅能取得極小的、甚至負(fù)的資本市場績效或會(huì)計(jì)績效[32-33]。公司管理者是并購交易的決策主體,已有研究從管理者的委托代理問題、人口特征與經(jīng)歷、以及行為心理偏差等視角對(duì)上市公司的并購績效進(jìn)行了探討。

(1)委托代理問題的存在,使得公司管理者可能為了追求個(gè)人聲譽(yù)、與公司規(guī)模掛鉤的薪酬激勵(lì)或打造龐大商業(yè)帝國等私人收益,無視并購績效而盲目并購擴(kuò)張[34-35]。作為委托代理問題損害并購績效的證據(jù),相關(guān)實(shí)證研究表明,良好的公司治理機(jī)制能夠提升并購績效。Becht等[36]和Li等[37]指出,機(jī)構(gòu)投資者積極參與公司決策能顯著減少公司實(shí)施有損股東價(jià)值的并購活動(dòng)的概率。周紹妮等[38]在A 股市場中發(fā)現(xiàn),機(jī)構(gòu)投資者持股能夠提升國有企業(yè)的并購績效。陳勝藍(lán)等[39]發(fā)現(xiàn),A 股市場賣空管制放松后,賣空壓力約束了公司高管在并購活動(dòng)中的自我逐利行為,從而改善公司的并購績效。王姝勛等[40]發(fā)現(xiàn),A 股上市公司授予高管期權(quán)激勵(lì)能夠緩解代理問題、提升管理者風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)意愿,進(jìn)而提升公司并購傾向和并購財(cái)務(wù)業(yè)績。

(2)部分文獻(xiàn)基于高階梯隊(duì)理論,探討了高管人口統(tǒng)計(jì)特征和個(gè)人經(jīng)歷對(duì)其并購決策的影響。并購是高風(fēng)險(xiǎn)的投資活動(dòng),高管的性別、年齡、學(xué)歷和專業(yè)背景影響其風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)意愿和風(fēng)險(xiǎn)決策能力,進(jìn)而影響其并購傾向和績效[3,41-42]。同時(shí),高管的成長經(jīng)歷對(duì)其風(fēng)險(xiǎn)傾向具有塑造作用。Bernile等[43]指出,早年經(jīng)歷過地震、火山爆發(fā)、颶風(fēng)、海嘯等重大自然災(zāi)害但未對(duì)其造成嚴(yán)重后果的CEO,在收購等投資活動(dòng)中更為激進(jìn),而經(jīng)歷且目睹這些自然災(zāi)害嚴(yán)重后果的CEO 則更為保守。賴?yán)璧萚44]發(fā)現(xiàn),從軍經(jīng)歷提升了高管的風(fēng)險(xiǎn)偏好,此類高管更偏好收購且其并購績效更好。蔡慶豐等[45]發(fā)現(xiàn),在中國家族企業(yè)中,有過童年時(shí)期父輩創(chuàng)業(yè)經(jīng)歷以及家族企業(yè)外工作經(jīng)歷的企二代更可能在金融和房地產(chǎn)等高收益行業(yè)實(shí)施并購。

(3)管理者的過度自信等行為和心理偏差影響其對(duì)并購預(yù)期收益的判斷,從而影響其并購績效。過度自信的管理者往往高估其風(fēng)險(xiǎn)決策能力而低估并購活動(dòng)風(fēng)險(xiǎn),因樂觀估計(jì)并購收益而為并購目標(biāo)支付過高的溢價(jià),從而導(dǎo)致并購績效的低下[1,3-4]。管理者的并購決策還受到錨定效應(yīng)的影響,Baker等[16]發(fā)現(xiàn),并購發(fā)起方給出的并購價(jià)格明顯靠近并購目標(biāo)近期股價(jià)的峰值,即便這一股價(jià)峰值并不反映目標(biāo)公司的真實(shí)內(nèi)在價(jià)值,表明并購發(fā)起方以這一峰值為錨確定并購價(jià)格。陳仕華等[17]在A 股市場中發(fā)現(xiàn),并購溢價(jià)水平同時(shí)受到主并公司之前的并購價(jià)格(即內(nèi)在錨)和聯(lián)結(jié)公司并購價(jià)格(即外在錨)的影響。

概括而言,偏度偏好影響個(gè)體資產(chǎn)配置和公司財(cái)務(wù)決策的理論與實(shí)證證據(jù)日益豐富,而公司管理者的非理性心理或行為偏差對(duì)其并購活動(dòng)績效的負(fù)面影響也廣受關(guān)注。然而,鮮少有研究探討管理者的偏度偏好對(duì)其并購行為的潛在影響,這為本文研究提供了空間。

2 研究設(shè)計(jì)

2.1 研究假說

本文依據(jù)管理學(xué)領(lǐng)域的高階梯隊(duì)理論[46],以及行為金融領(lǐng)域的偏度偏好理論[5,13,47],推導(dǎo)管理者的偏度偏好對(duì)公司并購績效的潛在影響。高階梯隊(duì)理論認(rèn)為,管理者的認(rèn)知結(jié)構(gòu)等特質(zhì)決定其決策過程從而影響企業(yè)績效,而偏度偏好理論打破傳統(tǒng)風(fēng)險(xiǎn)決策理論所依賴的“均值-方差”框架,認(rèn)為風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的收益分布偏度同樣影響個(gè)體決策,表現(xiàn)為個(gè)體非理性的偏好收益正偏分布的風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)。結(jié)合兩個(gè)理論,本文預(yù)期管理者的并購決策過程可能受到偏度偏好的非理性影響,并反映于公司的并購績效中。同時(shí),相較于國外成熟股票市場,我國A 股市場個(gè)人投資者比例較高,市場投機(jī)氛圍相對(duì)較濃[48],且市場監(jiān)管制度較為薄弱,上市公司的治理水平有待提高[22],可能助長管理者在并購活動(dòng)中的非理性行為[1,3]。因此,A 股市場為研究管理者的偏度偏好對(duì)公司并購績效的影響提供了良好的實(shí)驗(yàn)環(huán)境。

然而,個(gè)體的偏度偏好或者說“博彩”傾向取決于其人口特征、受教育水平以及經(jīng)濟(jì)狀況等復(fù)雜因素[15],直接而準(zhǔn)確度量管理者的偏度偏好程度,進(jìn)而檢驗(yàn)其對(duì)并購活動(dòng)的影響存在一定的困難。鑒于此,參照有關(guān)個(gè)人投資者的偏度偏好影響資產(chǎn)定價(jià)過程的研究,通過觀察并購標(biāo)的的收益分布偏度與管理者為其支付的溢價(jià)水平之間的關(guān)聯(lián),揭示偏度偏好對(duì)管理者并購決策與并購績效的影響。資產(chǎn)定價(jià)研究表明,風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的事前或預(yù)期收益偏度越大,即資產(chǎn)的潛在收益上限越高,存在偏度偏好的個(gè)人投資者越可能追捧此類資產(chǎn)并為其支付過高的價(jià)格,從而導(dǎo)致其隨后的低收益[18,24,26-27]。參照這一實(shí)證研究方法,如果管理者因偏度偏好而追捧存在高收益上限的并購項(xiàng)目,則并購標(biāo)的的預(yù)期收益偏度越大,管理者越可能為其支付更高的并購溢價(jià),而這一非理性行為將降低其并購績效。據(jù)此得到假說:

H1并購標(biāo)的的預(yù)期收益偏度越大,主并公司為其支付的并購溢價(jià)水平則越高,而其并購績效越差。

前文通過假說H1描述了并購標(biāo)的的預(yù)期收益偏度與并購溢價(jià)、并購績效的潛在關(guān)聯(lián),并將這一關(guān)聯(lián)歸因于管理者的偏度偏好。然而,這一關(guān)聯(lián)也可能來自管理者偏度偏好以外的因素,例如,首先,預(yù)期收益偏度更大的并購項(xiàng)目可能更難以被準(zhǔn)確的估值,更大的估值偏誤表現(xiàn)為更高的并購溢價(jià),導(dǎo)致更差的并購績效;其次,受到委托代理問題的影響,管理者可能為最大化其個(gè)人私有收益而有意地給予此類并購項(xiàng)目高溢價(jià);最后,偏好進(jìn)行博彩式并購的公司可能更愿意聘請(qǐng)認(rèn)同公司這一投資風(fēng)格的管理者,而非管理者的偏度偏好導(dǎo)致公司追求高收益偏度的并購標(biāo)的。

為了驗(yàn)證管理者偏度偏好與前述關(guān)聯(lián)之間存在直接的因果關(guān)系,參照Schneider等[10]的做法,以公司總部所在地域博彩文化作為管理者偏度偏好的外生影響因素,進(jìn)而檢驗(yàn)并購標(biāo)的的預(yù)期收益偏度對(duì)并購結(jié)果的影響,是否因博彩文化差異而在不同地域呈現(xiàn)出顯著變化。其邏輯在于,地域內(nèi)的博彩文化氛圍對(duì)當(dāng)?shù)貍€(gè)體的偏度偏好具有明顯的塑造作用[15],而相較于發(fā)達(dá)國家,我國法律法規(guī)、正式經(jīng)濟(jì)制度相對(duì)薄弱,文化這一非正式制度安排對(duì)A 股上市公司管理者決策的影響更為突出[22]。同時(shí),我國素有“小賭怡情”的博彩文化習(xí)俗[18],又因幅員遼闊而具有相當(dāng)大的地域差異,從而使得管理者的偏度偏好可能因公司所處地域博彩文化的差異而表現(xiàn)出外生性變化。而風(fēng)險(xiǎn)投資項(xiàng)目的估值偏誤、委托代理問題以及公司自身的并購目標(biāo)偏好并不會(huì)影響地域性的博彩文化氛圍差異。因此,如果并購標(biāo)的的預(yù)期收益偏度對(duì)并購活動(dòng)的影響因地域博彩文化差異而變動(dòng),則證實(shí)這一影響受到了管理者偏度偏好的直接驅(qū)動(dòng)。

具體而言,在博彩文化更濃的地區(qū),公司管理者有著更強(qiáng)的偏度偏好[11]。同時(shí),公司本地員工、投資者、客戶以及供應(yīng)商等群體因同樣受到當(dāng)?shù)夭┎饰幕挠绊?而更加認(rèn)同和支持管理者的“博彩”式并購活動(dòng),例如更為積極地參與和推動(dòng)此類并購項(xiàng)目,或是更加寬容其不佳的并購績效等負(fù)面后果。事實(shí)上,文獻(xiàn)[7-8,10]中均發(fā)現(xiàn),偏度偏好對(duì)管理者創(chuàng)新投入等公司決策的影響在博彩氛圍更濃的地域更強(qiáng)。據(jù)此,主并公司所處地域的博彩文化氛圍越濃,并購標(biāo)的預(yù)期收益偏度對(duì)并購溢價(jià)和績效水平的影響越強(qiáng),即有假說:

H2主并公司所處地域的博彩文化氛圍越濃,并購標(biāo)的的預(yù)期收益偏度對(duì)并購溢價(jià)和績效水平的影響越強(qiáng)。

本文主假說,即假說H1,預(yù)期管理者個(gè)人的偏度偏好影響公司并購績效,且這一偏好是非理性的,因而其對(duì)并購績效的影響是負(fù)面的。通過分析這一影響在公司之間的異質(zhì)性,進(jìn)一步驗(yàn)證這一作用機(jī)制。

首先,預(yù)期收益偏度高的并購項(xiàng)目可能代表了更好的投資機(jī)會(huì),給予這些項(xiàng)目更高的溢價(jià)水平可能并不是非理性的。而在股票市場中,機(jī)構(gòu)投資者作為成熟的專業(yè)投資者,既有資源和能力能夠識(shí)別管理者的非理性并購行為,也能夠通過積極參與公司治理活動(dòng)抑制此類行為[36]。同時(shí),研究表明,機(jī)構(gòu)投資者并不存在偏度偏好[14]。因此,如果管理者為預(yù)期收益偏度高的并購標(biāo)的支付高溢價(jià)的行為是非理性的,則在機(jī)構(gòu)投資者持股比例較高的公司中,這一行為更可能受到機(jī)構(gòu)投資者的監(jiān)督和制約。換言之,并購標(biāo)的的預(yù)期收益偏度對(duì)并購溢價(jià)和并購績效的影響在機(jī)構(gòu)投資者持股比例高的公司中顯著更弱。

其次,如果公司追逐預(yù)期收益偏度高的并購標(biāo)的,起因于管理者個(gè)人對(duì)此類項(xiàng)目的非理性偏好,則并購標(biāo)的的預(yù)期收益偏度對(duì)主并公司績效的影響,在國有和非國有企業(yè)中存在顯著差異。在國有企業(yè)中,并購交易需要得到政府主管部門審批,其并購決策容易受到政府穩(wěn)定就業(yè)等政策性負(fù)擔(dān)的影響[49],管理者個(gè)人的風(fēng)險(xiǎn)偏好對(duì)并購活動(dòng)的影響可能并不顯著;相反,在非國有企業(yè)中,管理者的決策自由度更強(qiáng),其個(gè)人偏好對(duì)并購條件的影響更大[1,3]。因此,并購標(biāo)的的預(yù)期收益偏度對(duì)并購溢價(jià)和績效的影響,在非國有企業(yè)中顯著更強(qiáng)。據(jù)此提出假說:

H3主并公司的機(jī)構(gòu)投資者持股比例較低、主并公司為非國有企業(yè)時(shí),并購標(biāo)的的預(yù)期收益偏度對(duì)并購溢價(jià)和并購績效的影響更強(qiáng)。

2.2 樣本與數(shù)據(jù)

本文研究中需要用到各省份彩票銷售數(shù)據(jù),財(cái)政部自2008年起公布這一數(shù)據(jù),故以2009～2019年為樣本期。參照前人做法,按照如下思路構(gòu)建A股上市公司的并購樣本。首先,通過國泰安數(shù)據(jù)庫“并購重組”子庫獲取樣本期間所有并購事件,保留主并方為A 股上市公司,并購類型為“資產(chǎn)收購”“吸收合并”“要約收購”或“股權(quán)轉(zhuǎn)讓”,且并購標(biāo)的為“股權(quán)標(biāo)的”的樣本;其次,刪除未完成和失敗的并購、重大資產(chǎn)重組事件、關(guān)聯(lián)并購、海外并購、主并方為ST 等特殊處理公司或金融行業(yè)上市公司、并購標(biāo)的凈資產(chǎn)為負(fù)、交易金額小于500萬元以及主并方或并購標(biāo)的公司關(guān)鍵財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)缺失的并購樣本;最后,參照潘愛玲等[3]的做法,將同一企業(yè)同一年份對(duì)同一標(biāo)的進(jìn)行的多次并購合并為一個(gè)事件,若同一企業(yè)同一年份并購了多個(gè)不同的標(biāo)的,則僅保留交易金額最大的并購事件。

最終得到1 302家A 股上市公司的2 126個(gè)并購樣本事件,并購標(biāo)的公司的行業(yè)分布如表1所示。

表1 并購標(biāo)的公司的行業(yè)分布

表1顯示,以科學(xué)研究、信息技術(shù)、醫(yī)藥制造、計(jì)算機(jī)與通信設(shè)備制造行業(yè)公司為標(biāo)的的并購事件數(shù)量分列前4名,對(duì)這4個(gè)行業(yè)公司進(jìn)行的并購占并購樣本總數(shù)的比例超過35%。這些行業(yè)存在創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)的共同特征,而創(chuàng)新本身即為周期長、投入高、失敗幾率大,但成功后可獲相對(duì)較高回報(bào)的收益正偏型投資活動(dòng),管理者熱衷于并購這些行業(yè)公司的現(xiàn)象,吻合本文關(guān)于管理者并購決策受到其偏度偏好影響的預(yù)期。

2.3 變量定義

實(shí)證檢驗(yàn)基準(zhǔn)模型如下式所示:

式中:被解釋變量Acq Outcome表示并購溢價(jià)或并購績效水平;主要解釋變量Skew 表示并購標(biāo)的的預(yù)期收益偏度;Control為系列控制變量;Year FE和Ind FE分別表示用以控制年度和行業(yè)固定效應(yīng)的系列虛擬變量。被解釋變量、解釋變量以及控制變量的具體定義:

(1)并購溢價(jià)。本文并購樣本事件中的并購標(biāo)的多數(shù)來自非上市公司,其股權(quán)市場價(jià)值無從考證,因此,參考文獻(xiàn)[3,17]中的做法,將并購溢價(jià)(AcqPre)表示為交易金額相對(duì)于交易標(biāo)的凈資產(chǎn)價(jià)值的溢價(jià)程度,即并購溢價(jià)=(交易總價(jià)-交易標(biāo)的凈資產(chǎn)價(jià)值×并購股權(quán)比例)/(交易標(biāo)的凈資產(chǎn)價(jià)值×并購股權(quán)比例)。并購交易金額數(shù)據(jù)取自國泰安數(shù)據(jù)庫,該數(shù)據(jù)庫也提供了部分并購標(biāo)的公司的凈資產(chǎn)價(jià)值數(shù)據(jù),本文通過手工整理并購公告對(duì)缺失部分進(jìn)行了補(bǔ)充。

(2)并購績效。參考前人研究,從短期市場績效和長期會(huì)計(jì)績效兩個(gè)方面度量并購項(xiàng)目的績效水平。其中,短期市場績效為主并公司發(fā)布并購公告前一天到后一天、經(jīng)市場模型調(diào)整的累積超額收益。具體而言,以并購宣告前250個(gè)交易日到前10個(gè)交易日為估計(jì)窗口期,利用市場模型估計(jì)相關(guān)參數(shù),得到主并公司在公告窗口期([-1,1])的預(yù)期收益,進(jìn)而計(jì)算其實(shí)際收益與預(yù)期收益的差額,即累計(jì)超額收益。長期會(huì)計(jì)績效為主并公司完成并購后下一年(t+1)凈資產(chǎn)收益率相對(duì)于并購前一年(t-1)的變動(dòng)(d ROE)。

(3)并購標(biāo)的預(yù)期收益偏度。并購標(biāo)的的真實(shí)收益分布在事前無法觀測,參考有關(guān)個(gè)人投資者博彩傾向影響IPO 首日收益的研究[28],以及有關(guān)管理者偏度偏好影響跨行業(yè)公司行業(yè)間資源配置的研究[10],使用并購標(biāo)的所屬行業(yè)上市公司的資本市場收益偏度(RSkew)或會(huì)計(jì)收益偏度(ASkew),度量并購標(biāo)的的預(yù)期收益偏度,計(jì)算方式如下:

Rj是主并公司發(fā)布并購公告前4個(gè)季度,并購標(biāo)的公司所屬行業(yè)所有正常上市公司季度股票收益率第j位百分位數(shù);Aj是主并公司發(fā)布并購公告前4個(gè)季度,并購標(biāo)的公司所屬行業(yè)上市公司季度營業(yè)利潤率第j位百分位數(shù)。并購標(biāo)的公司所屬行業(yè)信息通過手工整理并購公告以及“天眼查”等互聯(lián)網(wǎng)公開渠道收集,行業(yè)分類參照證監(jiān)會(huì)2012年上市公司行業(yè)分類指引,其中,制造業(yè)按一級(jí)行業(yè)大類細(xì)分,其余行業(yè)按行業(yè)門類劃分。

RSkew 和ASkew 捕捉了并購標(biāo)的所屬行業(yè)上市公司近期出現(xiàn)的極端股票收益和會(huì)計(jì)收益事件,這一極端收益吸引管理者對(duì)該行業(yè)的關(guān)注,而可得性偏差使得管理者高估這些行業(yè)再次出現(xiàn)類似極端收益事件的可能[10],進(jìn)而影響其對(duì)該行業(yè)公司的偏好程度。Green等[28]的實(shí)證研究表明,基于同行業(yè)公司已實(shí)現(xiàn)收益偏度計(jì)算的公司預(yù)期收益偏度,與公司事后的真實(shí)收益分布偏度高度正向相關(guān)。因此,本文使用類似指標(biāo)度量并購標(biāo)的的預(yù)期收益偏度存在合理性。根據(jù)定義,RSkew 和ASkew 越大,并購標(biāo)的的預(yù)期收益偏度越大,對(duì)投資收益偏度存在非理性偏好的管理者越可能給予其更高的并購溢價(jià),其并購績效因而可能越差。

(4)地域博彩文化。購買彩票是我國唯一合法的博彩活動(dòng),彩票銷售火爆程度能夠反映當(dāng)?shù)厝后w的博彩傾向高低。Kumar[15]利用美國股票市場個(gè)人微觀層面的證券賬戶數(shù)據(jù)證實(shí),在人均彩票銷售金額更高的區(qū)域,個(gè)體持有“彩票型”股票的傾向、即偏度偏好更強(qiáng)。趙奇鋒等[9]以創(chuàng)新投入為研究對(duì)象,驗(yàn)證了使用彩票銷售情況度量中國各省域博彩文化氛圍的合理性。參照文獻(xiàn)[9,15]中的研究,使用各省級(jí)行政區(qū)域人均福利彩票和體育彩票銷售金額占其人均收入的比例,度量該區(qū)域的博彩文化氛圍。

(5)控制變量。參考前人研究,在實(shí)證中控制了并購標(biāo)的風(fēng)險(xiǎn)特征、并購交易特征、CEO 個(gè)人特征以及公司財(cái)務(wù)運(yùn)營特征等因素。

①本文控制了并購標(biāo)的的預(yù)期收益均值和方差。風(fēng)險(xiǎn)投資的期望收益(即均值)與波動(dòng)性(即方差)是個(gè)體進(jìn)行風(fēng)險(xiǎn)投資決策時(shí)的重要考慮因素。同時(shí),收益分布的偏度與其均值、方差特征存在天然的相關(guān)性[30]。與前文構(gòu)建預(yù)期收益偏度指標(biāo)時(shí)類似,以并購實(shí)施前4個(gè)季度,并購標(biāo)的所屬行業(yè)上市公司季度股票收益率或營業(yè)利潤率的均值和標(biāo)準(zhǔn)差,度量其預(yù)期收益均值和方差特征。

②本文控制了對(duì)并購標(biāo)的公司股權(quán)的收購比例(AcqPer)、并購支付方式(DPay)以及是否行業(yè)內(nèi)并購(DCross)等并購交易特征。買入較高比例標(biāo)的股權(quán),以尋求對(duì)并購目標(biāo)的控制權(quán)會(huì)抬高其溢價(jià)水平;跨行業(yè)并購交易雙方的信息不對(duì)稱程度更強(qiáng),可能導(dǎo)致更低的并購績效[50];葛結(jié)根[51]還發(fā)現(xiàn),A股市場中以現(xiàn)金支付的并購活動(dòng)績效更高。

③本文控制了主并公司CEO(或總經(jīng)理)的持股比例(CEO_Own)、年齡(CEO_Age)、性別(CEO_Male)、學(xué)歷(CEO_Edu)以及任期(CEO_Tenure)等特征。CEO 的年齡、性別、學(xué)歷等人口特征影響其風(fēng)險(xiǎn)偏好,CEO 的持股比例及任期則與其風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)意愿相關(guān)。

④本文控制了主并方的公司性質(zhì)(SOE)、第一大股東持股比例(Top1)、規(guī)模(Size)、盈利能力(ROE)、營業(yè)收入增長率(SaleGr)以及資產(chǎn)負(fù)債率(Lev)等財(cái)務(wù)和運(yùn)營特征。國有企業(yè)的并購活動(dòng)因承擔(dān)更多政策性負(fù)擔(dān)而有著相對(duì)更低的績效[33],大股東對(duì)管理者的非理性投資決策具有潛在的監(jiān)督治理作用,而公司規(guī)模、盈利能力、成長能力和財(cái)務(wù)狀況影響公司的并購意愿和能力。表2給出了各變量的詳細(xì)定義。

表2 變量定義

3 實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果

3.1 描述性統(tǒng)計(jì)

表3給出了主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)。表3 顯示,并購溢價(jià)(Premium)的均值為1.498,表明平均而言,并購價(jià)格超出并購標(biāo)的凈資產(chǎn)價(jià)值約1.5倍,與潘愛玲等[3]的統(tǒng)計(jì)結(jié)果接近。短期市場績效CAR[-1,1]與長期會(huì)計(jì)績效(d ROE)的均值均為負(fù),說明A 股上市公司的平均并購績效不佳,吻合唐清泉等[52]指出的“贏家詛咒”現(xiàn)象。并購標(biāo)的的預(yù)期股票收益明顯正偏(RSkew 均值為2.431),而其會(huì)計(jì)收益高度負(fù)偏(ASkew 均值為-3.811),這一特征契合了本文從偏度特征研究管理者并購決策的動(dòng)機(jī),無論從資本市場表現(xiàn)還是會(huì)計(jì)表現(xiàn)來看,傳統(tǒng)的“均值-方差”框架均不足以完整刻畫并購標(biāo)的的風(fēng)險(xiǎn)特征。從其他變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果來看,主并方平均獲得了并購標(biāo)的55.9%的股權(quán),81.4%的并購交易通過現(xiàn)金支付,34.0%的并購為跨行業(yè)并購;主并方CEO 中男性占94.0%,47.2%擁有碩士及以上學(xué)歷,平均持有公司股份9.196 個(gè)百分比;36.4%的主并方為國有企業(yè),其第一大股東持股比例、ROE 以及營業(yè)收入增長率的均值分別為35.7%、7.9%和45.2%。

表3 描述性統(tǒng)計(jì)

表4給出了主要變量的Pearson相關(guān)性系數(shù)。股票收益偏度(RSkew)和會(huì)計(jì)收益偏度(ASkew)指標(biāo)均與并購溢價(jià)(Premium)指標(biāo)正向相關(guān),而與并購績效指標(biāo)CAR[-1,1]和d ROE 負(fù)向相關(guān),與假說H1預(yù)期一致。各變量之間的相關(guān)性系數(shù)絕對(duì)值最大值為RMean和ASkew 之間的0.307,絕大多數(shù)相關(guān)性系數(shù)絕對(duì)值在0.2以下,表明各變量之間不存在嚴(yán)重的共線性問題。

表4 各變量Pearson相關(guān)性系數(shù)

3.2 基準(zhǔn)模型回歸結(jié)果

表5給出了本文基準(zhǔn)模型的回歸結(jié)果。所有回歸均控制行業(yè)和年度固定效應(yīng),并使用穩(wěn)健性標(biāo)準(zhǔn)誤推斷系數(shù)的顯著性水平,列(1)、(2)以并購溢價(jià)為被解釋變量,列(3)～(6)以并購績效為被解釋變量。列(1)中,RSkew 的系數(shù)為0.055,且在5%的水平上顯著。這一系數(shù)也具有經(jīng)濟(jì)意義上的顯著性,并購標(biāo)的的預(yù)期股票收益偏度每增加1個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差,其交易價(jià)格較其凈資產(chǎn)價(jià)值提升0.055×2.848=15.7%,或者說較Premium 的樣本均值提升(0.055×2.848/1.498)=10.5%。列(2)以ASkew為主要解釋變量得到了類似的結(jié)果,ASkew 與Premium 在1%的水平上顯著正向相關(guān),其0.042的系數(shù)值表明,并購標(biāo)的的預(yù)期會(huì)計(jì)收益偏度每增加1個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差,并購溢價(jià)水平較其樣本均值提高(0.042×3.576/1.498)=10.0%。列(1)、(2)的結(jié)果均表明,并購標(biāo)的的預(yù)期收益偏度越大,其并購溢價(jià)水平越高,與假說H1的預(yù)期相符。

本文假說H1同時(shí)預(yù)期,管理者因存在非理性的偏度偏好,而向預(yù)期收益偏度高的并購標(biāo)的支付高溢價(jià),從而損害其并購績效。表5中列(3)～(6)的結(jié)果支撐了這一預(yù)期。RSkew 或ASkew 始終與CAR[-1,1]和d ROE這兩個(gè)并購績效指標(biāo)負(fù)向相關(guān),且這一相關(guān)性在多數(shù)時(shí)兼具統(tǒng)計(jì)和經(jīng)濟(jì)意義上的顯著性。以列(3)為例,RSkew 的系數(shù)為-0.164,RSkew 提高1個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差將使主并公司在[-1,1]的并購公告窗口期的累積超額收益下降0.164×2.848=0.467 個(gè)百分點(diǎn)。而列(5)的結(jié)果表明,RSkew 每提高1個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差,主并方實(shí)施并購后下一年的凈資產(chǎn)收益率相較于并購前一年下降0.109×2.848=0.310 個(gè)百分點(diǎn),即相較于樣本公司的ROE均值(7.9%)下降約4%。

在控制變量方面,并購標(biāo)的的預(yù)期收益均值(RMean和AMean)顯著正向影響其并購溢價(jià),但對(duì)并購績效的影響不顯著,預(yù)期收益的標(biāo)準(zhǔn)差(RVar和AVar)則同時(shí)顯著負(fù)向影響并購溢價(jià)和績效水平,表明管理者厭惡并購標(biāo)的的預(yù)期收益波動(dòng),而這一波動(dòng)確實(shí)會(huì)損害主并方的并購績效。該結(jié)果同時(shí)表明,盡管方差和偏度從不同角度表征了并購項(xiàng)目的風(fēng)險(xiǎn),管理者卻對(duì)兩者表現(xiàn)出相反的偏好態(tài)度。此外,并購股權(quán)比例(AcqPer)越大,主并方支付的并購溢價(jià)水平越高,以現(xiàn)金支付(DCash=1)的并購活動(dòng)績效相對(duì)更高,跨行業(yè)并購項(xiàng)目的溢價(jià)水平更高而績效更差,與文獻(xiàn)[50-51]中的研究結(jié)果相吻合。CEO的個(gè)人特征對(duì)并購溢價(jià)和績效的影響不顯著,國有企業(yè)給予并購標(biāo)的的溢價(jià)水平相對(duì)更高,其并購市場績效(CAR[-1,1])則更差,盈利能力(ROE)更強(qiáng)的公司更可能以高溢價(jià)水平完成并購交易,而這一行為將負(fù)面影響其未來的盈利能力。

本文計(jì)算了表5各列回歸設(shè)定下各解釋變量的方差膨脹因子(VIF),其最大值為5.73,遠(yuǎn)低于10。根據(jù)經(jīng)驗(yàn)法則,這表明,各解釋變量之間不存在嚴(yán)重的多重共線性問題,不會(huì)影響本文實(shí)證研究結(jié)論。限于篇幅,各變量方差膨脹因子的具體數(shù)值未在正文給出。

3.3 地域博彩文化的影響

本文假說H2預(yù)期,主并公司總部所處省份博彩文化氛圍越濃,管理者的并購決策受并購標(biāo)的預(yù)期收益偏度的影響越大。地域博彩文化差異導(dǎo)致管理者偏度偏好的外生性變動(dòng)[11],而這一文化差異并不會(huì)受到風(fēng)險(xiǎn)投資項(xiàng)目估值偏誤、委托代理問題以及公司本身的并購目標(biāo)偏好等因素影響。因此,通過檢驗(yàn)并購標(biāo)的的預(yù)期收益偏度對(duì)并購活動(dòng)的影響與主并公司所處地域博彩文化的關(guān)聯(lián),能夠驗(yàn)證管理者偏度偏好與這一影響之間是否存在因果關(guān)系。

為檢驗(yàn)假說H2,根據(jù)當(dāng)年度各省份的人均彩票銷售額占其人均可支配收入的比例,區(qū)分當(dāng)?shù)夭┎史諊母叩?。購買彩票是我國唯一合法的“博彩”活動(dòng),因此,彩票銷售情況能夠反映各地的整體博彩文化氛圍[9]。DGamble=1表示當(dāng)年度主并公司總部所處省份人均可支配收入用于購買彩票的比例高于樣本中位數(shù),即當(dāng)?shù)氐牟┎史諊鄬?duì)較高;反之,DGamble=0表示主并公司總部位于博彩氛圍較低的省份。表6給出了將DGamble及其與偏度指標(biāo)的交叉項(xiàng)加入回歸后的結(jié)果。RSkew 和ASkew 的符號(hào)及顯著性與表5中基本一致,預(yù)期收益偏度越高,并購標(biāo)的的溢價(jià)水平越高,主并方的并購績效越差。DGamble在所有回歸中均不顯著,但DGamble與偏度指標(biāo)的交叉項(xiàng)系數(shù)大都顯著,且與偏度指標(biāo)的系數(shù)符號(hào)一致,表明如假說H2所預(yù)期的,預(yù)期收益偏度對(duì)并購溢價(jià)和績效的影響對(duì)于總部所在地域博彩文化更濃的公司顯著更強(qiáng)。以列(1)為例,RSkew 的系數(shù)為0.041,而DGamble×RSkew 的系數(shù)為0.014,這意味著如果主并公司總部位于博彩氛圍相對(duì)濃厚的省份,預(yù)期股票收益偏度對(duì)其并購標(biāo)的溢價(jià)水平的影響要高出0.014/0.041=34.1%,而列(3)和列(5)的結(jié)果表明,這將使其并購短期市場績效CAR[-1,1]和長期會(huì)計(jì)績效(dROE)分別多下降-0.050/(-0.158)=31.6%和-0.029/(-0.089)=32.6%。

表5 并購標(biāo)的預(yù)期收益偏度對(duì)并購溢價(jià)和績效的影響

表6 地域博彩文化的影響

3.4 公司性質(zhì)與機(jī)構(gòu)持股比例的影響

本文假說H3預(yù)期,相對(duì)于國有企業(yè),非國有企業(yè)管理者的決策自由度更高,并購標(biāo)的的收益偏度對(duì)并購交易的影響在非國有企業(yè)中因而顯著更強(qiáng)。對(duì)假說H3的檢驗(yàn)有助于進(jìn)一步驗(yàn)證這一影響直接源自于管理者個(gè)人的偏度偏好。為檢驗(yàn)假說H3,將表征國有企業(yè)的虛擬變量SOE 與偏度指標(biāo)的交叉項(xiàng)加入回歸中,結(jié)果如表7所示。SOE 的系數(shù)在列(1)、(2)中顯著為正,在列(3)～(6)中則為負(fù);而其與偏度指標(biāo)的交叉項(xiàng)系數(shù)在列(1)、(2)中顯著為負(fù),在列(3)～(6)中大都顯著為正,與偏度指標(biāo)的系數(shù)符號(hào)相反。表明相較于非國有企業(yè),國有企業(yè)為并購標(biāo)的支付了更高的價(jià)格,其并購績效更差,但其并購溢價(jià)和績效水平卻更少受到并購標(biāo)的預(yù)期收益偏度的影響。換言之,如假說H3所預(yù)期的,非國有企業(yè)受到這一影響相對(duì)更高。

表7 企業(yè)性質(zhì)的影響

此外,假說H3還預(yù)期管理者偏度偏好對(duì)其并購活動(dòng)的影響在機(jī)構(gòu)持股比例較低的公司中更強(qiáng)。機(jī)構(gòu)投資者厭惡而非偏好資產(chǎn)收益的特質(zhì)偏度[14],且有動(dòng)機(jī)和能力阻止管理者做出損害公司價(jià)值的并購活動(dòng)。為檢驗(yàn)這一預(yù)期,定義虛擬變量DInOwn=1 表示主并公司上年末機(jī)構(gòu)持股比例高于樣本中位數(shù);反之,DIn Own=0。表8 給出了加入DInOwn及其與偏度指標(biāo)的交叉項(xiàng)后的回歸結(jié)果。DInOwn與并購溢價(jià)水平負(fù)相關(guān),而與并購績效正相關(guān),表明如文獻(xiàn)[37-38]中指出的,機(jī)構(gòu)持股能夠抑制管理者有損公司價(jià)值的并購活動(dòng),提升公司并購績效。RSkew 和ASkew 的系數(shù)符號(hào)和顯著性水平與表5中的基準(zhǔn)模型回歸結(jié)果基本一致,表明在控制主并公司機(jī)構(gòu)持股比例高低后,管理者的偏度偏好對(duì)其并購活動(dòng)的影響依然顯著。DIn Own的交叉項(xiàng)系數(shù)大都顯著,且與偏度指標(biāo)系數(shù)相反,表明在機(jī)構(gòu)持股比例高的公司中,管理者并購決策和績效相對(duì)更少受到并購標(biāo)的預(yù)期收益偏度的影響,與本文假說H3的預(yù)期相吻合。

表8 機(jī)構(gòu)持股比例的影響

4 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

4.1 其他可能解釋:管理者過度自信

前文研究結(jié)果表明,并購項(xiàng)目的預(yù)期收益偏度顯著正向影響其溢價(jià)水平,而負(fù)向影響主并方并購績效,本文認(rèn)為管理者的偏度偏好或者說博彩傾向是導(dǎo)致前述影響的主要原因。然而,已有研究指出,管理者的過度自信心理也會(huì)使其高估并購項(xiàng)目的價(jià)值,為其支付高溢價(jià)水平進(jìn)而損害其并購績效和公司價(jià)值[3-4]。換言之,本文的研究結(jié)果也可以從管理者過度自信的角度進(jìn)行解釋。

然而,本文認(rèn)為,首先,過度自信表現(xiàn)為管理者對(duì)自身整體投資決策能力的高估,即過度自信影響管理者對(duì)所有類型并購項(xiàng)目的決策過程,而偏度偏好反映了管理者對(duì)特定并購項(xiàng)目類型、即預(yù)期收益偏度較大的并購標(biāo)的的非理性偏好。換言之,過度自信并不能解釋為什么管理者為并購標(biāo)的支付的溢價(jià)水平與其預(yù)期收益偏度存在關(guān)聯(lián)。其次,地域博彩文化嚴(yán)格外生,且并無理論或?qū)嵶C依據(jù)表明,地域博彩文化會(huì)影響其當(dāng)?shù)毓竟芾碚叩倪^度自信程度。而本文發(fā)現(xiàn),并購標(biāo)的的偏度特征對(duì)并購交易的影響在博彩文化更濃厚的地域中更強(qiáng),這一現(xiàn)象無法用管理者的過度自信偏差來解釋,但符合偏度偏好的理論預(yù)期。

進(jìn)一步通過實(shí)證研究排除管理者過度自信對(duì)本文結(jié)論的潛在影響。國外學(xué)者通常從管理者對(duì)公司股票期權(quán)的持有和行權(quán)情況出發(fā),度量其過度自信程度。A 股市場中僅少數(shù)上市公司對(duì)管理者進(jìn)行了股票期權(quán)激勵(lì),無法構(gòu)建類似的過度自信指標(biāo)。潘愛玲等[3]基于性別、年齡、學(xué)歷和專業(yè)背景等特征綜合度量A 股公司總經(jīng)理的過度自信水平,但這些特征與管理者的偏度偏好同樣存在關(guān)聯(lián),故不適宜用于控制管理者的過度自信偏差。事實(shí)上,表5結(jié)果表明,CEO 的性別、年齡、學(xué)歷等特征與并購溢價(jià)、績效指標(biāo)并不存在顯著相關(guān)性。鑒于無法通過直接控制管理者的過度自信程度來排除其對(duì)本文研究結(jié)論穩(wěn)健性的影響,本文通過分組回歸間接實(shí)現(xiàn)這一目標(biāo)。直覺上,曾經(jīng)取得成功會(huì)提高管理者的自信程度,如果過度自信是并購標(biāo)的的偏度特征影響并購交易活動(dòng)的主要因素,則這一影響在具有成功經(jīng)歷的管理者運(yùn)營的主并公司中更強(qiáng)。本文以主并公司上一年度凈資產(chǎn)收益或股票收益是否超過行業(yè)中位數(shù),區(qū)分公司管理者的相對(duì)自信程度,收益超出同行業(yè)公司中位數(shù)的公司管理者更為自信。

按照這一標(biāo)準(zhǔn),將樣本分為兩組,進(jìn)而觀察并購標(biāo)的的偏度特征對(duì)兩組樣本并購活動(dòng)的影響差異,相關(guān)回歸結(jié)果如表9所示,高減低列中給出了兩組樣本的系數(shù)差異、以及檢驗(yàn)這一差異是否存在顯著性的卡方統(tǒng)計(jì)量。并購標(biāo)的的預(yù)期股票收益偏度對(duì)其并購溢價(jià)水平的影響在主并公司上年度ROE 或股票收益相對(duì)較低、即其管理者過度自信程度相對(duì)更弱的樣本組中顯著更強(qiáng),這與基于過度自信解釋這一影響的預(yù)期恰好相反,而符合偏度偏好的理論預(yù)期,業(yè)績不佳的公司管理者更有可能寄希望于“博彩式”并購迅速改善公司資本市場或會(huì)計(jì)表現(xiàn)。類似地,在其他各行結(jié)果中,偏度指標(biāo)的系數(shù)在兩組樣本中要么不存在顯著差異,要么其差異顯著但與過度自信假說的預(yù)期相反。因此,表9的結(jié)果再次表明,本文的實(shí)證研究結(jié)果與基于管理者過度自信解釋的理論預(yù)期不符,本文從偏度偏好對(duì)實(shí)證結(jié)果所做的解釋是穩(wěn)健的。

表9 穩(wěn)健性檢驗(yàn):管理者過度自信的影響

4.2 變更偏度指標(biāo)度量方式

前文以并購前4個(gè)季度,并購標(biāo)的所屬行業(yè)上市公司各季度股票收益率或營業(yè)利潤率的統(tǒng)計(jì)分布偏度,度量其預(yù)期收益偏度。主并公司可能基于給定行業(yè)的長期表現(xiàn)做出并購決策,故此處按照式(2)、(3)的思路,使用并購前3 年,并購標(biāo)的所屬行業(yè)上市公司年股票收益率或營業(yè)利潤率的分布偏度作為并購標(biāo)的的預(yù)期收益偏度指標(biāo),表示為RSkew2 和ASkew2,并重復(fù)了主要實(shí)證研究,結(jié)果如表10 中Panel A 所示。與表5 中的基準(zhǔn)回歸一樣,RSkew2和ASkew2顯著正向影響并購溢價(jià)水平,而顯著負(fù)向影響并購績效,表明在更換偏度度量指標(biāo)后,并購標(biāo)的的預(yù)期收益偏度對(duì)并購活動(dòng)的影響依然穩(wěn)健。

4.3 變更并購績效度量指標(biāo)

通過變更并購績效的度量方式對(duì)前文結(jié)果再次進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn),結(jié)果如表10中Panel B所示。在短期資本市場績效方面,將公告事件窗口期拓展為公告前5 個(gè)交易日到公告后5 個(gè)交易日,即CAR[-5,5];同時(shí),以并購后一年與前一年主并公司的托賓Q值和資產(chǎn)收益(ROA)的變動(dòng)情況度量并購的長期績效,表示為d TobinQ和d ROA。RSkew和ASkew 與3個(gè)新的并購績效指標(biāo)均顯著負(fù)向相關(guān),再次表明并購標(biāo)的的預(yù)期收益偏度會(huì)損害主并方的并購績效,即前文研究結(jié)果是穩(wěn)健的。

表10 穩(wěn)健性檢驗(yàn):變更主要變量度量方式

4.4 更換地域博彩文化氛圍度量方式

根據(jù)宗教場所的數(shù)量替換彩票銷售情況,度量各省份的博彩文化氛圍,以驗(yàn)證假說H2實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果的穩(wěn)健性。宗教信仰對(duì)個(gè)體博彩偏好的影響已得到豐富驗(yàn)證[11,15]。整體而言,基督教、天主教、伊斯蘭教、佛教以及誕生于我國本土的道教在教義中均明確反對(duì)博彩活動(dòng)[9,18]。因此,在宗教信仰更為虔誠的地區(qū),個(gè)體的博彩傾向或者說偏度偏好相對(duì)更弱。依據(jù)這一思路,通過國家宗教事務(wù)局宗教基礎(chǔ)信息查詢系統(tǒng)、中國伊斯蘭教協(xié)會(huì)官網(wǎng)等公開渠道,獲取了各省份道觀、寺廟、教堂、清真寺等宗教活動(dòng)場所的數(shù)量,進(jìn)而定義虛擬變量DReligion,若主并公司總部所處省份每萬人的宗教活動(dòng)場所數(shù)量超過樣本中位數(shù),則DReligion=1,表示該省份居民的宗教信仰相對(duì)更為虔誠,其偏度偏好則相對(duì)更弱;反之,DReligion=0。

表11給出了將DReligion 及其交叉項(xiàng)置入回歸后的結(jié)果。DReligion與兩個(gè)偏度指標(biāo)的交叉項(xiàng)與并購溢價(jià)水平顯著負(fù)向相關(guān),而與并購績效指標(biāo)顯著正向相關(guān),表明在宗教信仰更為虔誠、博彩氛圍因而更弱的省份,主并公司的并購決策和績效相對(duì)更少受到并購標(biāo)的預(yù)期收益偏度的影響,再次驗(yàn)證了本文假說H2的穩(wěn)健性。

表11 穩(wěn)健性檢驗(yàn):基于宗教活動(dòng)度量地域博彩文化

5 結(jié)論

本文研究發(fā)現(xiàn),并購標(biāo)的的預(yù)期收益偏度顯著正向影響其并購溢價(jià)水平,而顯著負(fù)向影響主并方的并購績效,且主并公司是非國有企業(yè)、其機(jī)構(gòu)投資者持股比例較低,以及其總部所處省份博彩文化氛圍較濃時(shí),這一影響更為顯著。在變更了并購標(biāo)的預(yù)期收益偏度、并購績效、地域博彩文化氛圍等主要變量的度量方式后,前述發(fā)現(xiàn)依然穩(wěn)健,且無法為管理者的過度自信等其他非理性偏差所解釋,但符合本文關(guān)于管理者的偏度偏好影響其并購決策和績效的假說預(yù)期。受到偏度偏好的影響,預(yù)期收益偏度更大、即收益上限更高的并購標(biāo)的能為管理者帶來更高的主觀效用,管理者因而非理性地為此類并購標(biāo)的支付更高的溢價(jià)水平,從而降低其并購績效。

相較于已有研究,本文進(jìn)一步證實(shí)管理者的公司財(cái)務(wù)決策受到其偏度偏好的影響,并將這一影響拓展到公司的并購活動(dòng)。同時(shí),這一影響在A 股市場中是負(fù)面的,與國外學(xué)者在美國市場發(fā)現(xiàn)管理者的偏度偏好積極影響公司創(chuàng)新產(chǎn)出的研究結(jié)果相悖,凸顯了在中國情境下研究管理者偏度偏好的獨(dú)特性。本文為我國上市公司管理者的并購實(shí)踐提供了有益的啟示:

(1)鑒于偏度偏好損害公司并購績效,管理者應(yīng)正確認(rèn)識(shí)資產(chǎn)收益分布偏度這一風(fēng)險(xiǎn)特征,避免因偏度偏好而做出非理性的并購決策,實(shí)施博彩式的并購行為。

(2)文化氛圍對(duì)個(gè)體的偏度偏好等價(jià)值觀念具有塑造作用,管理者應(yīng)重視企業(yè)文化建設(shè),在公司內(nèi)部形成科學(xué)的價(jià)值觀和良好的文化氛圍,這對(duì)提高我國企業(yè)并購績效、優(yōu)化資本市場資源配置具有一定的現(xiàn)實(shí)意義。

本文存在一定的局限性。首先,在樣本選取時(shí)對(duì)并購規(guī)模、并購標(biāo)的資產(chǎn)類型做了一定的限制,可能妨礙本文研究結(jié)論的普適性;其次,未構(gòu)建能夠直接反映管理者偏度偏好大小的指標(biāo),在研究方法上還存在一定的改進(jìn)空間;最后,僅選取了機(jī)構(gòu)持股比例和企業(yè)性質(zhì)兩個(gè)常見變量作為調(diào)節(jié)變量,對(duì)管理者偏度偏好影響并購績效的作用機(jī)制和調(diào)節(jié)機(jī)理的分析不夠詳盡。鑒于此,如何創(chuàng)新管理者偏度偏好的度量方法,在全樣本下研究管理者偏度偏好對(duì)并購績效的影響,并進(jìn)一步探討和驗(yàn)證其作用機(jī)理,是本領(lǐng)域未來研究值得關(guān)注的議題。