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。

參考文獻(xiàn)：

[1]蔡寧.信息優(yōu)勢(shì)、擇機(jī)行為與大股東內(nèi)幕交易，金融研究，2012（05）：179-192.

[2]曹國(guó)華，林川.大非減持與真實(shí)盈余管理[J].數(shù)理統(tǒng)計(jì)與管理，2014（1）：181-190.

[3]曹燕.業(yè)績(jī)承諾對(duì)防范商譽(yù)減值有效性分析，合作經(jīng)濟(jì)與科技，2020（11）：128-129.

[4]崔進(jìn)步，李嘉輝，顧楨.并購(gòu)重組業(yè)績(jī)承諾推高資產(chǎn)估值了嗎？會(huì)計(jì)研究，2019（06）：35-42.

[5]姜付秀，伊志宏，蘇飛.管理者背景特征與企業(yè)過(guò)度投資行為[J]，管理世界，2009（1）：130-139.

[6]李彬.文化企業(yè)并購(gòu)高溢價(jià)之謎：結(jié)構(gòu)解析、績(jī)效反應(yīng)與消化機(jī)制，廣東社會(huì)科學(xué)，2015（4）：37-43.

[7]潘愛(ài)玲，劉文楷，王雪.管理者過(guò)度自信、債務(wù)容量與并購(gòu)溢價(jià)[J].南開(kāi)管理評(píng)論，2018（3）：35-45.

[8]宋淑琴，代淑江.管理者過(guò)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（05）：139-149.

[9]隋靜，蔣翠俠，許啟發(fā).股權(quán)制衡與公司價(jià)值非線性異質(zhì)關(guān)系研究——來(lái)自中國(guó)A股上市公司的證據(jù)[J].南開(kāi)管理評(píng)論， 2016（1）：70-83.

[10]章細(xì)貞，何琳.管理者過(guò)度自信、公司治理與企業(yè)并購(gòu)決策相關(guān)性的實(shí)證研究[J].中南大學(xué)學(xué)報(bào)（社會(huì)科學(xué)版），2021（5）：148-153.

[11]Bernardo，A.E.，&Welch，I.On the Evolution of Overconfidence and Entrepreneurs[J].Journal of Economics&Management Strategy，2001（3）：301-330.

[12]Chatterjee A.，Hambrick D C.Executive personality，capability cues and risk taking：how narcissistic CEOS react to their successes and stumbles[J].Administrative Science Quarterly，2011（2）：202-237.

[13]Hambrick U，G.，&Mason，Tate.Who Makes Acquisitions？CEO Overconfidence and the Markets Reaction.Journal of Financial Economics，1984（1）：20-43.

[14]Liu，N.，&Chen，W.ExecutivesOverconfidence Political Connection and Acquisition Premium of Enterprises[J].Journal of Service&Management，2017（3）：260-279.

[15]Makhija A K，F(xiàn)erris S P.，&John K.CEO compensation， expropriation and the balance of power among large shareholders[J].Advances in Finance Economics，2013（15）：195-238.

[16]Mueller D C.，&Sirower M L.The causes of mergers：tests based on the gains to acquiring firmsshareholders and the size of premium[J].Managerial and Decision Economics，2003（5）：373-391.

[17]Shleifer A.，&Vishny R W.Large shareholders and corporate control[J].Journal of Political Economy，1986（3）：461-488.

[18]Yeh.，&Lee，T.S.Corporate Governance and Financial Distress：Evidence form Taiwan[J].Corporate Governance：An International Review，2004（3）：378-388.

[19]Zavyalova A，Pfarrer M，D.，&Reger R，K.Reputation as a benefit and a burden？How stakeholdersorganizational identification affects the role of reputation following a negative event[J].Academy of Management Journal，2016（1）：253-276.

[20]Ziniing Li.，&Barbopoulos.L，S.Determinants of earn out as acquisition payment currency and biddersvalue gains[J].Journal of Banking and Finance，2011（36）：678-694.

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