■朱冠平，扈文秀，車閃閃

一、引言

并購作為企業(yè)在資本市場中加強資源整合的重要手段，是企業(yè)通過資源配置實現(xiàn)核心競爭力的重要戰(zhàn)略選擇，對促進企業(yè)生存發(fā)展和國家穩(wěn)定具有重要的作用。但由于代理問題，信息不對稱和管理者行為偏差常常導致無效率的次優(yōu)資源配置（崔志霞和臧秀清，2017）。有效的并購行為不僅能夠使企業(yè)的競爭力、生產(chǎn)成本和交易費用等方面得到積極改善，發(fā)揮規(guī)模經(jīng)濟、范圍經(jīng)濟和財務避稅等協(xié)同效應，而且還能有助于國家調(diào)整產(chǎn)業(yè)結(jié)構，轉(zhuǎn)變經(jīng)濟增長方式，穩(wěn)定就業(yè)和擴大國際市場影響力（朱冠平等，2019）。據(jù)國泰安數(shù)據(jù)顯示，過去5年我國上市公司平均發(fā)生并購次數(shù)為2.96次，較前一個5 年2.45 次，同比增長20.81%。在發(fā)生并購的上市公司中，過去5 年每100 家上市公司中約有70 家上市公司發(fā)生了并購，較前一個5 年59 家，同比增長18.64%。

目前，我國經(jīng)濟正進入經(jīng)濟轉(zhuǎn)型關鍵階段，企業(yè)經(jīng)營面臨著諸多不確定性。從國內(nèi)層面看，持續(xù)的經(jīng)濟下行，消費增速放緩和融資難融資貴等問題給企業(yè)經(jīng)營帶來的困擾日益凸顯。為推動經(jīng)濟快速轉(zhuǎn)型升級，地方政府頻繁調(diào)整和出臺一系列經(jīng)濟政策和財稅政策，導致企業(yè)很難及時準確地了解經(jīng)濟政策和財稅政策的意圖。部分地方政府受限于財政資金約束，更是出現(xiàn)對經(jīng)濟等政策優(yōu)惠無法兌現(xiàn)或延期支付的情形，這導致企業(yè)經(jīng)營環(huán)境不確定性增加。從國際層面看，近年來，國際環(huán)境復雜多變，全球經(jīng)濟增速放緩，單邊主義和保護主義加劇以及貿(mào)易摩擦持續(xù)升級等，尤其是2016年后中美貿(mào)易爭端引起的關稅壁壘、技術壁壘和國外需求波動，更是給我國的企業(yè)生產(chǎn)、銷售和出口帶來了極大的經(jīng)營不確定性（黃鵬等，2018）。

代理理論認為，在信息不對稱和缺乏約束機制時，管理者為了獲取更多私人收益，經(jīng)常會投資于凈現(xiàn)值為負的投資項目，在高度不確定情形時更易出現(xiàn)上述行為，這主要是因為管理者可以將投資失敗歸因于外部經(jīng)營環(huán)境，而非個人能力因素（Yaghoubi et al.，2016）。折射出一個值得思考的問題，即在當前復雜和動態(tài)的經(jīng)濟環(huán)境下，企業(yè)經(jīng)營風險，這個帶有不確定性的因素，是否真會促進并購行為的發(fā)起？如果是，又是通過何種機制產(chǎn)生影響？對于這些問題的回答，不僅有助于企業(yè)了解經(jīng)營風險對并購行為的經(jīng)濟后果，而且能夠為政府推出“優(yōu)化營商環(huán)境、振興實體經(jīng)濟和走向國際市場”等重大經(jīng)濟政策提供強有力的理論支撐。

二、理論分析與假設提出

目前，國內(nèi)外對企業(yè)并購行為的研究文獻較多，但是鮮有文獻涉及企業(yè)經(jīng)營風險對并購行為的影響，筆者將著重從企業(yè)經(jīng)營風險和并購行為兩個方面分別進行梳理，以期挖掘出兩者間的影響關系。近年來，企業(yè)面臨的經(jīng)營風險越來越復雜，不僅有來自國內(nèi)和國際復雜經(jīng)營環(huán)境所引起的經(jīng)營風險，更有來自企業(yè)內(nèi)部管理者代理和公司治理不足所衍生的道德經(jīng)營風險。當企業(yè)經(jīng)營風險較大時，在信息不對稱和缺乏約束機制時，管理者為了獲取更多私人收益，經(jīng)常會作出過度投資等非效率投資決策。在環(huán)境不確定情形時，更是如此，這主要在于管理者可以將投資失敗歸因于外部環(huán)境，而非個人能力因素（Yaghoubi et al.，2016）。并購作為投資中的一種，企業(yè)經(jīng)營風險可能也會促進并購行為的發(fā)生。當企業(yè)經(jīng)營風險較大時，企業(yè)的經(jīng)營業(yè)績和財務彈性不確定程度增大，這將導致企業(yè)發(fā)生財務危機和被清算并購的概率增大，囿于高管的人力資本專用性、解雇后高額的轉(zhuǎn)換成本以及被炒后聲譽的下降等因素，在高度經(jīng)營風險環(huán)境下，高管可能會減少過度投資等非效率投資行為。這表明企業(yè)經(jīng)營風險可能會抑制并購行為的發(fā)生（Kumar& Langberg，2009；Choi & Jeon，2011；Azhar et al.，2019）。此外，Bonaime et al.（2018）認為企業(yè)面對的不確定性信息越多，諸如經(jīng)濟政策、財稅政策和貨幣政策等的不確定，企業(yè)實施并購的傾向越低。但Duchin&Schmidt（2008）卻認為外部環(huán)境的不確定性有助于推動并購浪潮的發(fā)生，意味著企業(yè)經(jīng)營風險也可能增加并購行為。

以上研究文獻表明企業(yè)經(jīng)營風險對并購行為的影響，既有可能是正向關系，也有可能是負向關系，更有可能兩者結(jié)合，存在非線性關系。根據(jù)已有文獻，企業(yè)經(jīng)營風險可能會通過三個渠道影響并購行為。

首先，從代理行為層面看，當企業(yè)經(jīng)營風險較低時，為了追求更好的未來發(fā)展、更多的榮譽和更高的權力，管理者的代理行為傾向表現(xiàn)得較低，會減少眼前的在職消費等自利行為，更多地采取擴大企業(yè)規(guī)模的戰(zhàn)略。而隨著企業(yè)經(jīng)營風險增大，囿于企業(yè)破產(chǎn)風險的增加、被炒后聲譽的下降以及解雇后高額的轉(zhuǎn)換成本等因素，管理者的代理行為將變得更高，因而會降低并購行為，反而會更多追求眼前的在職消費等自利行為（Garfinkel &Hankins，2010；侯巧銘等，2017）。其次，從管理者短視層面看，當企業(yè)經(jīng)營風險較低時，管理者短視較低，這有助于管理者發(fā)起資產(chǎn)收購、吸收合并和股權轉(zhuǎn)讓等長期投資。而在企業(yè)經(jīng)營風險較高時，管理者短視變得較大，將促使管理者增加對交易性金融資產(chǎn)等短期投資的持有和減少長期股權投資（劉端和陳收，2006；Sindhu，2014），從而抑制了并購行為。最后，從融資約束層面看，當企業(yè)經(jīng)營風險較低時，企業(yè)獲得的自發(fā)融資、商業(yè)信用融資和銀行等金融機構的支持較多，融資成本較低，有助于企業(yè)實施并購行為，而經(jīng)營風險高的企業(yè)通常處于商業(yè)信用短缺狀態(tài)，不僅企業(yè)信用融資較低，來自于銀行等金融機構貸款融資也將面臨較高的融資成本，這制約了企業(yè)資金獲取，抑制了企業(yè)并購行為（Almeida & Campello，2007；王竹泉等，2017）。

綜上所述，筆者認為企業(yè)經(jīng)營風險對并購行為的影響是倒U 型關系，在低經(jīng)營風險區(qū)域，管理者將傾向于發(fā)起并購行為，而在高經(jīng)營風險區(qū)域時，管理者將傾向于減少并購行為。因此，提出研究假設：

H1：企業(yè)經(jīng)營風險與并購行為存在顯著倒U型關系

三、樣本選取和研究設計

（一）樣本選取

以2014—2018 年滬深A 股上市公司為研究樣本。因為國務院在2014年初頒發(fā)了《關于進一步優(yōu)化企業(yè)兼并重組市場環(huán)境的意見》（國發(fā)〔2014〕14號）的指導政策，為避免并購政策的影響，所以剔除了2014 年前的數(shù)據(jù)。對期間樣本數(shù)據(jù)也進行如下篩選：剔除金融和保險類上市公司；剔除ST 類的上市公司；剔除并購交易失敗的數(shù)據(jù)；剔除重組類型為資產(chǎn)剝離、資產(chǎn)置換、債務重組和股份回購的上市公司；剔除數(shù)據(jù)缺失的上市公司。經(jīng)過上述篩選和處理，最終獲得13848個觀察數(shù)據(jù)。同時，為避免極端值的影響，對連續(xù)變量兩端進行1%的縮尾處理。數(shù)據(jù)來源于國泰安數(shù)據(jù)庫。

（二）研究設計

為檢驗企業(yè)經(jīng)營風險對并購行為的影響，同時，考慮到可能存在的反向因果關系，構建如下4個待檢驗模型：

其中，YON 為并購傾向，如果當年發(fā)生了并購行為，則取1，否則0，采用邏輯模型進行估計。FRE為并購次數(shù)，是指企業(yè)當年發(fā)生的并購總數(shù)，由于變量為非負整數(shù)，采用泊松模型進行估計（孟慶斌等，2018）。Risk 為企業(yè)經(jīng)營風險指數(shù)，而Risk2 則為企業(yè)經(jīng)營風險指數(shù)平方項。借鑒李建軍和韓珣（2019）的做法，經(jīng)營風險指數(shù)=3.3×息稅前利潤/總資產(chǎn)+1.4×留存收益/總資產(chǎn)+1.2×營運資產(chǎn)/總資產(chǎn)+0.6×股票總市值/負債賬面價值+0.999×銷售收入/總資產(chǎn)。需要說明的是，該經(jīng)營風險指數(shù)是反向指標，若經(jīng)營風險指數(shù)越大，則表明企業(yè)經(jīng)營風險越小。相反，當經(jīng)營風險指數(shù)越小時，則表明企業(yè)經(jīng)營風險越大。TQ、MSH、Nature、IDR、CR 和Balance為控制變量，Year 和Industry 為時間效應和行業(yè)效應。βi為待估系數(shù)，p為滯后期數(shù)，而ε為殘差。詳細變量解釋見表1。

表1 變量定義和計算

四、實證結(jié)果分析

（一）描述性統(tǒng)計和相關性分析

描述性統(tǒng)計結(jié)果顯示，企業(yè)并購傾向均值為0.711，表明我國上市公司在過去5 年間每100 家中有約71 家發(fā)生了并購行為，而并購次數(shù)均值為2.96，表明所選樣本的上市公司平均每年約發(fā)生3次并購行為。企業(yè)經(jīng)營風險指數(shù)均值為6.434，最小值為0.738，最大值為44.99，表明我國上市公司總體上處在較高的風險水平上且公司間相差較大。相關系數(shù)結(jié)果顯示，企業(yè)經(jīng)營風險指數(shù)與并購傾向和并購次數(shù)的相關系數(shù)分別為-0.012 和-0.022，前者在10%下不顯著，后者在5%下顯著，初步表明企業(yè)經(jīng)營風險指數(shù)與并購行為存在負相關關系，但更為充分的證據(jù)需要多元回歸分析得出。

（二）主回歸分析

為檢驗企業(yè)經(jīng)營風險與并購行為的關系，對其進行邏輯和泊松多元回歸，結(jié)果見表2。其中，第2—4列為并購傾向，而第5—7列為并購次數(shù)。由第2—4 列結(jié)果顯示經(jīng)營風險指數(shù)平方項的系數(shù)分別為0.0011、0.0007 和0.0059，且分別在1%、1%和5%水平下顯著，表明不存在反向因果關系，經(jīng)營風險指數(shù)與并購傾向具有顯著的U 型關系，由經(jīng)營風險指數(shù)與經(jīng)營風險大小反向關系可知，企業(yè)經(jīng)營風險與并購傾向呈現(xiàn)倒U 型關系。第5—7 列結(jié)果顯示經(jīng)營風險指數(shù)平方項的系數(shù)分別為0.0005、0.0002和0.0004，且分別在1%、10%和1%水平下顯著，這表明在排除反向因果關系后，企業(yè)經(jīng)營風險指數(shù)與并購次數(shù)具有顯著的U型關系。同樣，由反向關系可知，企業(yè)經(jīng)營風險與并購次數(shù)呈現(xiàn)倒U 型關系。綜上表明，企業(yè)經(jīng)營風險與并購行為呈現(xiàn)倒U型關系，在倒U型的左邊，企業(yè)經(jīng)營風險有助于并購行為，而在倒U型的右邊，企業(yè)經(jīng)營風險會抑制并購行為。

表2 主回歸結(jié)果

（三）穩(wěn)健性檢驗

前文主回歸結(jié)果顯示，企業(yè)經(jīng)營風險與并購傾向和并購次數(shù)呈現(xiàn)倒U 型關系。為檢驗其穩(wěn)健性，做了如下穩(wěn)健性測試：一是重構變量檢驗。為避免關聯(lián)交易和重大資產(chǎn)重組交易可能影響結(jié)果，進一步將并購行為中關聯(lián)交易和重大資產(chǎn)并購剔除。二是固定效應檢驗。借鑒朱冠平等（2019）的做法，為避免企業(yè)并購可能因創(chuàng)始人理念、企業(yè)文化以及高管偏好等不同導致企業(yè)異質(zhì)性，排除公司層面的因素，選取2014—2018 年間的面板數(shù)據(jù)進行回歸。三是改變測量模型。借鑒孟慶斌等（2018）的做法，將并購傾向采用Probit 回歸，而并購次數(shù)采用負二項回歸，重新回歸。四是刪減樣本期間檢驗。為避免選取的樣本數(shù)據(jù)存在時間偏好，剔除2015年前的數(shù)據(jù)后對樣本進行再次檢驗。結(jié)果均表明企業(yè)經(jīng)營風險與并購行為呈倒U 型關系。限于篇幅，穩(wěn)健性結(jié)果留存?zhèn)渌鳌?/p>

五、傳導機制檢驗

（一）從代理行為角度分析企業(yè)經(jīng)營風險與并購行為的關系

代理行為是指在逐利本性的驅(qū)使下，管理者往往會偏好于自身利益最大化而非企業(yè)價值最大化的投資項目。該行為不是靜止不變的，而是隨企業(yè)狀態(tài)動態(tài)變化，在不同的企業(yè)狀態(tài)下會表現(xiàn)出不同的投資行為（高明華和譚玥寧，2014）。當企業(yè)經(jīng)營風險較低時，為了追求更好的職業(yè)發(fā)展、更多的未來消費和更高的權威榮譽，管理者可能傾向于表現(xiàn)出低代理行為，會減少眼前的在職消費等自利行為，更多地采取擴大企業(yè)規(guī)模的并購行為。而隨著企業(yè)經(jīng)營風險增大，囿于被炒后聲譽的下降、解雇后高額的轉(zhuǎn)換成本以及自由現(xiàn)金不足等因素的影響下，管理者的代理行為將可能變得更高，會減少擴大企業(yè)規(guī)模的并購行為，反而會追求眼前的在職消費等自利行為（Garfinkel&Hankins，2011；侯巧銘等，2017）。因此，企業(yè)經(jīng)營風險與并購行為的倒U型關系可能是先通過影響管理者代理行為，進而影響并購行為。為檢驗這一傳導作用，借鑒董保寶（2014）的做法，構建如下傳導計量模型：

其中，MAB 為并購行為，分為并購傾向和并購次數(shù)。MF為管理者代理行為，借鑒侯巧銘等（2017）的做法，以管理費用率作為管理者代理行為的代理指標。CV 為一系列的控制變量的縮寫。βi，αi和θi為待估系數(shù)。其余變量解釋同上文。如果代理行為在企業(yè)經(jīng)營風險影響并購行為中具有傳導功能，則滿足β2，α2和θ3均顯著，而θ2的顯著性則控制著是部分傳導效應還是完全傳導效應（董保寶，2014）。

表3報告了代理行為的傳導檢驗結(jié)果。表3第2—3 列結(jié)果顯示企業(yè)經(jīng)營風險指數(shù)平方項與并購傾向和并購次數(shù)的系數(shù)分別為0.0011 和0.0005，且在1%水平下顯著，這支持了模型（5）中β2的顯著。表3 第4 列結(jié)果顯示，企業(yè)經(jīng)營風險指數(shù)平方項與代理行為的系數(shù)為-0.0021，且在5%水平下顯著，這說明企業(yè)經(jīng)營風險的確會影響企業(yè)的管理者代理行為，這支持了模型（6）中α2的顯著。進一步觀察表3 的第5—6 列，結(jié)果顯示代理行為與并購傾向和并購次數(shù)的系數(shù)分別為-0.0048 和-0.0050，且分別在10%和1%水平下顯著，這支持了模型（7）中θ3的顯著。β2、α2和θ3的顯著表明管理者代理行為在企業(yè)經(jīng)營風險影響并購行為中扮演著傳導作用。進一步觀察第5—6列θ2的顯著性，系數(shù)分別為0.0013和0.0006，也在1%水平下顯著，表明代理行為在企業(yè)經(jīng)營風險影響并購行為中扮演的是部分傳導作用。

表3 代理行為的傳導檢驗結(jié)果

（二）從管理者短視角度分析企業(yè)經(jīng)營風險與并購行為的關系

管理者短視是指相較于長期投資項目，管理者更偏好短期投資項目。已有研究發(fā)現(xiàn)具有管理者短視的企業(yè)往往伴隨著較高的財務杠桿以及較低的員工和客戶滿意度，這將增加企業(yè)的融資成本和對外擴張戰(zhàn)略的阻力。相反，管理者短視較小的企業(yè)往往伴隨著較低的財務杠桿以及較好的員工和客戶滿意度，這將有助于降低融資成本和對外擴張（Laverty，2004）。當企業(yè)經(jīng)營風險較低時，在未來職業(yè)發(fā)展和權力地位榮譽等驅(qū)動下，管理者可能會減少短視行為，增加資產(chǎn)收購、吸收合并和股權轉(zhuǎn)讓等長期投資行為。而在企業(yè)經(jīng)營風險較高時，在業(yè)績考核的壓力和股權激勵的誘惑下，管理者可能會增加短視行為，增加對短期金融資產(chǎn)的持有和減少長期投資（Almeida&Campello，2007）。為檢驗管理者短視是否在企業(yè)經(jīng)營風險影響并購行為中扮演傳導作用，借鑒董保寶（2014）的做法，構建如下傳導計量模型：

其中，MM 為管理者短視，借鑒劉端和陳收（2006）的做法，以股票換手率作為管理者短視代理指標。股票換手率越高，說明股東出于投機而進行了頻繁的股票交易，表明管理者短視越大，反之，則表明管理者短視越小。其余變量解釋同上文。

表4 報告了管理者短視的傳導檢驗結(jié)果。表4第4 列結(jié)果顯示，企業(yè)經(jīng)營風險指數(shù)平方項的系數(shù)為-0.0034，且在1%水平下顯著，表明企業(yè)經(jīng)營風險會影響企業(yè)的管理者短視，這支持了模型（8）中α2的顯著。進一步觀察表4的第5—6列，結(jié)果顯示管理者短視與并購傾向和并購次數(shù)的系數(shù)分別為-0.0624和-0.0353，且均在1%水平下顯著，這支持了模型（9）中θ3的顯著。以上表明，管理者短視在企業(yè)經(jīng)營風險影響并購行為中扮演著傳導作用。進一步觀察第5—6列θ2的顯著性，系數(shù)分別為0.0011和0.0005，也在1%水平下顯著，表明管理者短視在企業(yè)經(jīng)營風險影響并購行為中扮演的是部分傳導作用。

表4 管理者短視的傳導檢驗結(jié)果

（三）從融資約束角度分析企業(yè)經(jīng)營風險與并購行為的關系

自由現(xiàn)金流假說認為，當企業(yè)面臨的融資約束較低（高現(xiàn)金持有）時，管理者為了獲得更多的在職消費和權力地位，更傾向于發(fā)起并購行為而不是支付現(xiàn)金股利（蔣弘和劉星，2020）。當企業(yè)的經(jīng)營風險較低時，企業(yè)獲得的自發(fā)融資、商業(yè)信用融資和銀行等金融機構的支持較多，融資成本較低，這為企業(yè)奠定了資金基礎，有助于發(fā)起并購行為。經(jīng)營風險較高的企業(yè)通常處于商業(yè)信用短缺狀態(tài)，不僅企業(yè)信用融資將降低，來自于銀行等金融機構貸款融資也將面臨較高的融資成本，這制約了企業(yè)資金獲取，抑制并購行為（Almeida & Campello，2007；王竹泉等，2017）。此外，當企業(yè)經(jīng)營風險較低時，其應收賬款率也較高，應收賬款率的增加，緩解了融資約束，有助于企業(yè)發(fā)起并購。隨著企業(yè)經(jīng)營風險的加劇，應收賬款率會減少，這將增加融資約束，進而抑制企業(yè)對外擴張（江靜，2014）。為檢驗融資約束是否在企業(yè)經(jīng)營風險影響并購行為中扮演傳導作用，借鑒董保寶（2014）的做法，構建如下傳導計量模型：

其中，F(xiàn)C為融資約束，借鑒江靜（2014）的做法，以企業(yè)應收賬款率作為融資約束代理指標。該值越高，則表明融資約束越低，反之，則表明融資約束越大。其余變量解釋同上文。

表5 融資約束的傳導檢驗結(jié)果

表5報告了融資約束的傳導檢驗結(jié)果。表5第4 列結(jié)果顯示，企業(yè)經(jīng)營風險指數(shù)平方項的系數(shù)為0.0202，在1%水平下顯著，這說明企業(yè)經(jīng)營風險會影響企業(yè)融資約束，這支持了模型（10）中α2的顯著。進一步觀察表5的第5—6列，結(jié)果顯示融資約束與并購傾向和并購次數(shù)的系數(shù)分別為0.0053 和0.0021，且均在1%水平下顯著，支持了模型（11）中θ3的顯著。以上表明，融資約束在企業(yè)經(jīng)營風險影響并購行為中扮演著傳導作用。進一步觀察第5—6列θ2的顯著性，系數(shù)分別為0.0012 和0.0006，也在1%水平下顯著，表明融資約束在企業(yè)經(jīng)營風險影響并購行為中扮演的是部分傳導作用。

六、結(jié)論與啟示

筆者以滬深A 股上市公司為研究樣本，運用Logit—Poisson 模型分析了企業(yè)經(jīng)營風險與并購行為的影響關系。研究發(fā)現(xiàn)：企業(yè)經(jīng)營風險指數(shù)與并購傾向和并購次數(shù)具有顯著的U 型關系，表明企業(yè)經(jīng)營風險與并購行為呈現(xiàn)倒U型關系。進一步研究表明，企業(yè)經(jīng)營風險主要是通過影響代理行為、管理者短視和融資約束來促進或抑制并購行為。

根據(jù)上述研究結(jié)論，得到如下啟示：第一，企業(yè)經(jīng)營風險對并購行為有最優(yōu)值。較低和較高的經(jīng)營風險都不利于并購行為，該結(jié)論支持了企業(yè)在追求最優(yōu)并購行為時需要風險平衡規(guī)劃，適度的經(jīng)營風險并不會制約并購行為，反而有助于激活創(chuàng)新思維和發(fā)揮鯰魚效應，進而拓展企業(yè)規(guī)模。第二，企業(yè)經(jīng)營風險對并購行為的影響存在中介變量。文中路徑檢驗中介傳導表明企業(yè)經(jīng)營風險是通過影響代理行為、管理者短視和融資約束進而影響并購行為，這說明企業(yè)在追求最優(yōu)并購行為時，不僅可以通過權衡經(jīng)營風險來達到，還可以通過調(diào)節(jié)傳導變量代理行為、管理者短視和融資約束能力來實現(xiàn)。第三，在當前國內(nèi)外經(jīng)濟環(huán)境復雜多變的情形下，企業(yè)面臨的經(jīng)營風險增加，這對企業(yè)并購行為極其不利，為充分發(fā)揮并購的規(guī)模經(jīng)濟和協(xié)同效應，政府應進一步深化經(jīng)濟體制改革，通過改善營商環(huán)境等措施來降低企業(yè)經(jīng)營風險，為企業(yè)實施最優(yōu)并購行為和走向國際市場創(chuàng)造條件。