管理者過度自信對并購溢價影響的實證研究

耿溪謠

【關鍵詞】 管理者過度自信; 自由現金流; 負債水平; 并購溢價

【中圖分類號】 F275? 【文獻標識碼】 A? 【文章編號】 1004-5937（2022）03-0071-08

一、引言

并購作為企業外延式成長的重要方式，有助于提升競爭實力、實現資源優化配置。并購溢價在并購活動中普遍存在，企業為并購活動支付的溢價越高，其從中獲益的難度越大[ 1 ];過高支付的并購溢價可能導致企業資金緊張，甚至影響并購后的業績表現[ 2 ]。因此，研究并購溢價及其影響因素具有重要意義。管理者是企業的決策主體，其做出的并購決策會受到過度自信等非理性因素的影響。過度自信的管理者更熱衷于開展并購活動，并且在評估并購活動的潛在協同效應時過分樂觀，往往會高估并購活動的預期收益，低估并購風險，愿意為目標企業支付高額并購價款[ 3 ]。自由現金流能夠影響管理者的自信程度及其可動用的內部資金[ 4 ]，從而對管理者的溢價支付動機和支付能力產生影響;而負債能夠限制管理者的決策自由度，降低管理者的過度自信傾向，進而影響其做出的溢價決策。本文使用新增商譽作為并購溢價的替代度量方法，并將管理者過度自信、并購溢價、自由現金流與負債水平納入同一框架開展研究，既拓寬了管理者過度自信與并購溢價關系的研究邊界，又為與自由現金流、負債相關的研究做出有益的補充和擴展。

二、理論分析與研究假設

（一）管理者過度自信與并購溢價

行為金融學的研究表明，個體在不確定條件下做出的決策會受到非理性認知偏差的影響，過度自信、風險偏好等心理因素都可能導致個體的非理性決策[ 5 ]。并購決策往往在不確定的條件下做出，并購前的評估、并購實施中的控制及并購后的整合等各個階段都面臨較大的不確定性與風險。因此，管理者的并購決策容易受到過度自信等非理性心理影響。

管理者在進行并購決策時，會權衡并購活動帶來的預期收益及其潛在風險。過度自信的管理者受其非理性心理影響，在做出并購決策時往往表現得過分樂觀，他們會高估自身能力及并購后的預期收益，低估并購的潛在風險，進而向目標企業支付較高的并購溢價。具體而言可從以下三個方面進行分析：第一，過度自信的管理者會高估自身的預測、判斷能力及信息挖掘能力，他們對外界信息持“懷疑”態度，過分依賴自身獲取的信息資源[ 6 ]，往往認為市場低估了目標企業的價值，進而愿意支付更高的并購溢價。第二，過度自信的管理者傾向于高估目標企業的資源能力、發展前景以及并購協同效應，高估自身從并購活動中獲利的能力[ 5 ]。第三，過度自信的管理者會高估自身對事件的控制能力[ 7 ]，認為自己的能力足以掌控并購活動中面臨的不確定性與風險，引發其對環境不確定性和并購風險的低估，導致并購溢價的過高支付。綜上所述，過度自信的管理者傾向于高估自身的知識、能力及并購收益，低估并購風險，更容易對目標企業過度支付，從而形成較高的并購溢價。據此，本文提出如下假設：

H1：管理者過度自信與并購溢價水平正相關。

（二）自由現金流的調節效應

自由現金流是企業管理者可自由支配與控制的現金流量[ 8 ]，能對過度自信管理者的決策行為產生影響。Heaton[ 9 ]發現在企業擁有充裕的自由現金流時，過度自信的管理者會高估投資項目收益，進而實施過度投資行為。Malmendier和Tate[ 10 ]的研究表明，過度自信的管理者擁有更高的投資—現金流敏感性，當企業存在大規模的自由現金流時，會進行過度投資。國內學者得出了類似的研究結果：Lin等[ 11 ]的研究表明，管理者過度自信程度越高，企業投資—現金流敏感度越高;姜付秀等[ 12 ]、李云鶴和李湛[ 13 ]的研究發現，管理者過度自信與企業的投資水平顯著正相關，當企業擁有充裕的自由現金流時，其正相關程度更大。

并購屬于資本投資，是企業投資行為的重要組成部分，因此管理者做出的并購決策會受到企業自由現金流的影響。過度自信的管理者受其非理性心理影響，往往會支付較高的并購溢價，而自由現金流通過影響管理者的溢價支付動機和支付能力來調節管理者過度自信與并購溢價的相關關系。一方面，管理者過度自信為高溢價的支付提供了非理性動機，而充裕的自由現金流會加重管理者的樂觀程度[ 14 ]，進一步促使管理者高估自身能力和并購收益，低估并購風險，強化管理者的溢價支付動機。另一方面，過度自信的管理者傾向于優先使用內部資金開展投資活動[ 10 ]，當企業擁有充裕的自由現金流時，管理者可自由支配的內部資金增多，相應的溢價支付能力隨之增強;為保障并購活動順利進行，過度自信的管理者可能會不合理地運用該部分現金流，進而支付較高的并購溢價。據此，本文提出如下假設：

H2：自由現金流正向調節管理者過度自信與并購溢價間的關系。

（三）負債水平的調節效應

管理者的過度自信程度會受到決策自由度的影響[ 15 ]，當管理者擁有較大的決策自由度時，過度自信的傾向將被放大[ 16 ]，若管理者的決策自由度受到外界限制，過度自信的程度則會降低。負債是企業重要的治理與約束機制，債權人的約束、負債引致的償債壓力與風險會影響管理者的決策自由度，迫使管理者謹慎決策，進而影響并購溢價的支付水平。具體來看：一方面，債權人可以通過限制性條款、提前收回借款等手段約束管理者的行為;同時債權人為防范風險、保障自身權益，可能對管理者的潛在冒險行為進行干預，從而限制了管理者的決策自由度。另一方面，負債導致的還本付息也可能加劇對管理者決策自由度的限制，定期的還本付息支出會加大企業面臨的財務風險，過高的償債壓力還可能給企業帶來破產威脅，企業破產會使得管理者聲譽受損且喪失控制權[ 17 ]，管理者迫于負債導致的償債壓力與風險，會更加謹慎地進行并購決策。

綜上所述，負債能夠有效抑制管理者過度自信等非理性動機，進而影響管理者的溢價決策。當企業的負債水平較低時，管理者的決策自由度所受到的限制較小，其面臨的償債壓力與風險也較小，此時管理者更容易高估并購收益，低估潛在風險，進而支付較高的非理性并購溢價。而當企業的負債水平較高時，管理者的決策自由度將受到較大限制，高負債會引致較大的償債壓力與風險，管理者在做出并購決策時會更為謹慎，相應地支付非理性并購溢價的可能性也會降低。據此，本文提出如下假設：

H3：負債水平負向調節管理者過度自信與并購溢價間的關系。

三、研究設計

（一）樣本選擇與數據來源

本文選取2007—2019年①滬深兩市具有當年新增商譽的A股上市公司為初始研究樣本，并根據研究需要，對初始樣本進行如下篩選：剔除金融保險類和ST、*ST類樣本，剔除資產負債率大于100%的樣本，剔除數據存在缺失值的樣本。最終得到1 915家上市公司共4 605個觀測值。本文數據來源于CSMAR數據庫，為減輕極端值的影響，對主要連續變量在1%和99%分位數上進行Winsorize縮尾處理。

（二）變量定義

1.并購溢價

現有研究常使用市場法②與賬面法③衡量并購溢價。前者可能受到股價異常波動的影響，且當并購目標不是上市公司時相關數據的獲取難度較大，而后者又缺乏時效性。2006年財政部發布的《企業會計準則第20號——企業合并》對商譽做出明確界定：“非同一控制下的企業合并中，購買方對合并成本大于合并中取得的被購買方可辨認凈資產公允價值份額的差額，應當確認為商譽。”商譽源于并購活動，考慮到企業可能在一個年度內發起連續、多次的并購，其在某一年度所確認的新增商譽基本等同于該企業當年為并購活動累計支付的溢價。故本文借鑒馮科和楊威[ 18 ]的研究，以樣本公司當年新增加的商譽作為被解釋變量，并除以總資產賬面價值以消除公司規模的影響，具體計算方法為并購溢價=上市公司當年新增加的商譽÷年末總資產賬面價值。該比值越大，說明并購溢價水平越高，溢價規模越大;反之，溢價水平越低，溢價規模越小。

2.管理者過度自信

運用管理者持股情況作為替代變量衡量其是否存在過度自信是現有的主流方法之一。如Malmendier和Tate[ 10 ]以管理者持有本公司股票和期權的行為來衡量其是否過度自信，孫光國和趙健宇[ 19 ]也使用管理者是否增持本公司股票來衡量其過度自信程度。管理者較普通員工面臨更大的公司特定風險，為了分散風險，理性的管理者會減持本公司股票或購買其他公司股票，只有當管理者對公司未來發展足夠自信，認為其所持股票預期將獲得超額市場回報時，才愿意增持本公司股票。因此，本文采用管理者持股變化情況來衡量其是否存在過度自信，若某樣本公司的管理者當年增持本公司股票，且增持的原因不是送股、配股，就認為其存在過度自信，取值為1;否則為非過度自信，取值為0。另本文將管理者界定為上市公司的全部管理層團隊成員，包括董事會、監事會和高管成員。

3.自由現金流

借鑒Damodaran[ 8 ]的研究，本文將自由現金流界定為企業扣除經營費用、資本性支出、營運資本變動、凈債務支出后的現金流量。據此計算的自由現金流，反映的是在不影響企業持續發展的前提下可供分配給資本供應者的最大現金流量，是企業管理者可以自由控制與支配的現金流量。企業持有的自由現金流量規模越大，表明其內部產生現金的能力越強，管理者可自由動用的內部資金也越多。同樣，考慮到樣本公司規模不同可能對研究結果帶來的影響，將樣本期間內各樣本公司的自由現金流除以相應的資產總額以消除公司規模影響。

4.負債水平

參考郝艷和李秉祥[ 20 ]的研究，本文使用資產負債率，即年末負債總額與資產總額之比衡量企業的負債水平。資產負債率越高，表明企業的管理者在進行決策時受到的約束與限制越大，企業面臨的償債壓力與風險也越大;反之，管理者決策行為受到的限制較小，企業的償債壓力與風險也較小。

5.控制變量

本文選取產權性質、公司成長性、盈利能力、董事會規模、公司規模、是否兩職合一、股權結構、管理層持股比例、獨立董事占比、公司年齡作為控制變量。此外，還同時控制了行業和年度固定效應。各變量的定義及度量詳見表1。

（三）模型設定

模型（1）用于檢驗管理者過度自信對并購溢價的影響。其中PREi，t為樣本公司i第t年的并購溢價，OCi，t用于衡量樣本公司i第t年是否存在管理者過度自信，Controlsi，t為控制變量，模型還同時控制了行業固定效應與年度固定效應。

模型（2）用于單獨檢驗自由現金流的調節效應。其中FCFi，t用于衡量樣本公司i第t年的自由現金流水平，OCi，t×FCFi，t為管理者過度自信與自由現金流的交互項，回歸系數？茁3代表自由現金流的調節效應。

模型（3）用于單獨檢驗負債水平的調節效應。其中LEVi，t用于衡量樣本公司i第t年的負債水平，OCi，t×LEVi，t為管理者過度自信與負債水平的交互項，回歸系數？茁3代表企業負債水平的調節效應。

模型（4）用于同時檢驗自由現金流與負債水平的調節效應。其中回歸系數？茁3和？茁5分別代表企業自由現金流與負債水平的調節效應。

四、實證結果分析

（一）描述性統計

表2列示了各變量描述性統計分析的結果。從中可以看出：各樣本公司當年新增商譽占年末總資產比例的均值為0.044，最小值為1.00×10-6，最大值為0.424，標準差達到0.082，可見各樣本公司的并購溢價水平存在較大差異。管理者過度自信的均值為0.285，即樣本公司中約28.5%的管理者存在過度自信的傾向。自由現金流的均值為-0.144，說明樣本公司整體來看自由現金流不算寬裕。負債水平的均值為0.447，即樣本公司整體的負債融資約占其資產總額近一半的比例。各樣本公司的營業收入增長率平均為34.0%，凈資產收益率平均為9.1%，約29.0%的樣本公司為國有控股，29.6%的樣本公司董事長與總經理由一人兼任，樣本公司董事會規模平均在8—9人，第一大股東持股比例平均為32.9%，管理層持股比例平均為14.9%，獨立董事占比平均為37.6%，上市年限平均在9年左右。

（二）相關性檢驗

表3列示了主要變量間的Pearson相關性檢驗結果④。可以看出，管理者過度自信與并購溢價的相關系數為0.131，在1%的水平上顯著，初步證明了本文提出的假設1。自由現金流與并購溢價的相關系數為0.175，且在1%的水平上顯著，說明自由現金流持有水平較高的企業更可能為并購活動支付較高的溢價，初步驗證了假設2。負債水平與并購溢價的相關系數為-0.241，也在1%的水平上顯著，說明負債水平較高的企業傾向于擁有較低的并購溢價水平，這也為假設3提供了初步證據。

（三）回歸結果分析

1.管理者過度自信與并購溢價

表4模型（1）為管理者過度自信與并購溢價的回歸分析結果（主效應）。檢驗結果顯示，管理者過度自信與并購溢價在1%的水平上顯著正相關，也就是說存在管理者過度自信的企業，其并購溢價的水平更高、規模更大，本文提出的假設1得到了驗證。主要原因可能是當管理者存在過度自信心理時，往往會高估自身能力，高估并購預期收益，低估并購潛在風險，此時管理者支付非理性并購溢價的傾向增大，從而會對目標公司實施過度支付。從控制變量的回歸系數來看，成長性越高的企業，越有可能支付較高的并購溢價;而企業的凈資產收益率越高、規模越大、第一大股東持股比例越高、上市年限越長，相應的并購溢價的支付規模就越小。

2.自由現金流的調節效應

表4模型（2）與模型（4）為自由現金流調節效應的回歸分析結果。模型（2）為自由現金流調節效應的單獨檢驗，從中可以看出，管理者過度自信與并購溢價在1%的水平上顯著正相關，加入管理者過度自信與自由現金流的交互項后，交互項與并購溢價亦在1%的水平上呈顯著的正相關關系;模型（4）同時考慮了自由現金流與負債水平的調節效應，交互項在5%的水平上顯著為正。上述檢驗結果表明自由現金流強化了管理者過度自信與并購溢價間的正向關聯，企業的自由現金流越充裕，管理者過度自信與并購溢價間的正相關關系就越強，假設2得到了證實。筆者認為自由現金流的調節效應主要來源于以下兩個方面：一方面，充裕的自由現金流會加大管理者的過度自信傾向，進而強化管理者的溢價支付動機;另一方面，自由現金流為管理者支付并購溢價提供了內部資金保障，企業的自由現金流越充裕，管理者的溢價支付能力就越強。

3.負債水平的調節效應

表4中模型（3）至模型（4）為負債水平調節效應的回歸分析結果。模型（3）單獨檢驗了負債水平的調節效應，檢驗結果顯示，管理者過度自信與并購溢價在1%的水平上顯著正相關，加入管理者過度自信與負債水平的交互項后，交互項與并購溢價在1%的水平上顯著負相關;模型（4）同時檢驗了自由現金流與負債水平的調節效應，其中負債水平的調節效應在1%的水平上顯著為負。以上結果表明負債能弱化管理者過度自信與并購溢價間的正向關聯，企業的負債水平越高，管理者過度自信對并購溢價的正向影響越小，假設3得到證實。筆者認為負債水平的調節效應源于以下兩個方面：第一，當企業的負債水平較高時，管理者的決策行為將受到較大的外部限制，此時管理者過度自信的程度降低，相應的支付非理性并購溢價的可能性隨之降低。第二，高負債水平的企業面臨較大的償債壓力與風險，管理者迫于負債引致的外部壓力會更加謹慎的進行決策，相應地做出高溢價并購決策的可能性較小。

五、穩健性檢驗

（一）傾向得分匹配法

考慮到樣本選擇性偏差可能導致的內生性問題，本文使用傾向得分匹配法（PSM）以進一步控制內生性的影響。具體處理方法如下：選取公司規模、資產負債率、公司成長性、凈資產收益率、總資產周轉率、公司上市時間、行業及年度為管理者是否增持本公司股票（管理者是否過度自信）的影響因素，對1 311個存在管理者過度自信的樣本按1：1匹配的方法挑選對照組，再使用匹配后的樣本對模型（1）至模型（4）進行回歸檢驗。表5列示了傾向得分匹配法下的回歸分析結果，從中可以看出，管理者過度自信與并購溢價在1%的水平上顯著正相關，自由現金流與負債水平的調節效應也都通過了顯著性檢驗。傾向得分匹配法下的實證分析結果與原回歸結果保持一致，本文的研究結論具有穩健性。

（二）替換管理者過度自信的衡量方法

Hayward和Hambrick[ 21 ]認為管理者薪酬越高，其在企業中的地位越高，越容易出現過度自信，故可以使用管理者的相對薪酬比例來衡量其過度自信的程度。在考慮數據可獲得性的基礎上，胡國柳和李少華[ 22 ]使用薪酬最高的前三名高管薪酬之和占所有高管薪酬之和的比值來衡量管理者過度自信的程度。因本文將管理者界定為包括董事會、監事會、高管成員在內的全部管理層團隊成員，故使用董事、監事、高管前三名薪酬總額占所有董事、監事、高管薪酬總額的比值來衡量管理者是否過度自信。首先計算管理者的相對薪酬比值，其次計算該比值的行業、年度平均值。若某樣本的相對薪酬比大于相應的行業、年度平均值視其存在過度自信，取值為1，否則為非過度自信，取值為0。替換管理者過度自信衡量方法后的回歸分析結果如表6所示，可以看出在使用相對薪酬法衡量管理者過度自信的情況下，主要的實證研究結果依然與前文保持一致，研究結論穩健。

六、結論與建議

本文從行為金融學的視角出發，實證檢驗了管理者過度自信與并購溢價間的關聯關系，以及自由現金流、負債水平對兩者關系的調節效應。研究發現：管理者過度自信與并購溢價顯著正相關，管理者過度自信的企業中，并購溢價的水平更高、溢價的規模更大;自由現金流對管理者過度自信與并購溢價兩者間的關系具有正向調節作用，能顯著增進管理者過度自信與并購溢價間的正相關關系;負債水平負向調節管理者過度自信與并購溢價間的關系，能顯著弱化管理者過度自信對并購溢價的正向影響。

根據研究結論，本文提出如下建議：第一，識別、控制管理者的過度自信心理偏差。管理者過度自信源于認知和價值觀等差異所導致的心理偏差，而認知與價值觀能夠通過管理者的性別、年齡、任期、教育程度等人口背景特征予以反映，故企業可據此建立“個人特征評價體系”用以識別管理者是否存在過度自信傾向，對存在過度自信傾向的管理者及時加以控制和干預，防止其做出有損企業利益的非理性行為。第二，健全、完善企業治理結構與治理機制。企業應加強股東（大）會、董事會、監事會與經營管理層之間的權力制衡，還可以考慮適當地集中股權，以此調動大股東參與企業治理的積極性，充分發揮大股東對管理者的監管作用。第三，完善企業的決策機制。各企業在制定決策時不僅要從自身資源出發，而且要更多地考慮市場競爭環境、行業發展狀況、企業發展戰略及風險承擔能力;決策過程中應充分發揮獨立董事的監督作用，使其獨立地發表意見并就決策提出中肯建議;同時，建立決策問責制度，并對管理者的決策行為進行事前、事中、事后的全方位監督與控制，降低其做出非理性決策的可能性。第四，控制企業持有的自由現金流規模。在實際經營活動中，各企業應盡量避免自由現金流的大幅度波動，并將自由現金流控制在合理范圍之內，以控制管理者可動用的內部資源，緩解自由現金流對管理者過度自信的催化作用。第五，發揮負債的治理與約束功能。各企業應積極引導債權人參與公司治理，充分發揮債權人在經營活動中的監督作用，以此對管理者的決策行為形成有效制約，減少管理者過度自信等非理性心理對企業決策的不利影響。

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