【作 者】
姚海鑫（博士生导师），孙梦男
【作者单位】
辽宁大学商学院，沈阳110136
【摘 要】
【摘要】基于行为公司金融视角，将CEO过度自信纳入CEO权力与并购绩效的研究框架，以2012～2014年沪深证券交易所577家非金融类A股上市公司为研究对象进行实证分析。结果发现：CEO过度自信和CEO权力分别对并购绩效具有显著的负向影响；CEO过度自信在CEO权力与企业并购绩效中起到负向调节作用，即CEO过度自信促进了CEO权力对企业并购绩效的负向作用。
【关键词】CEO过度自信；CEO权力；并购绩效；上市公司
【中图分类号】F275；F224 【文献标识码】A 【文章编号】1004-0994（2016）27-0015-5一、引言
并购作为一种企业经济现象，已经发展了100多年，在全球经历了六次浪潮。虽然我国上市公司的并购至今也不过20多年的历史，但是并购作为公司的一项战略决策和资源优化措施在我国企业之间受到了广泛推崇。据清科研究中心2013年统计的近五年数据显示，中国发生了3245起并购，并购总额为2201.69亿美元。然而，在并购实务中，并购后企业经营绩效不尽如人意的案例也比比皆是，典型的案例即大智慧（601519）。该公司上市后持续地进行并购扩张，公司业绩却不断下滑，致使股东遭受严重损失（李阳丹，2013）。针对这一现象，Cording等（2002）提出了并购“成功悖论”（success paradox），也被称为“并购绩效之谜”，即并购公司不惜花费高额并购成本，结果却导致企业绩效降低甚至出现损害股东利益的现象。大量实证研究结果也表明，并购中的“成功悖论”现象十分普遍。因此，人们不禁要问，随着并购失败案例层出不穷，为什么仍然有越来越多的公司管理者乐此不疲地进行并购活动呢？
以往学者从代理冲突的理性视角试图对上述“并购悖论”问题进行解释，将过度并购行为定性为管理者侵占股东利益的自利行为（Cording等，2002）。然而，作为承担公司主要风险的股东不可能任由管理者无视公司绩效进行盲目扩张，而会采取一系列公司治理措施（包括对管理层的股权激励）以防止过度并购行为对自身利益的侵占。但从现实情况来看，近几年并购企业失败案例呈明显上升的趋势，从侧面反映出企业过度并购行为的公司治理效果并不显著，表明管理层在公司治理过程中可能并不处于弱势地位。从公司内部治理的角度来看，很可能是由于管理层权力的制衡作用在一定程度上削弱了公司治理的整体效果，从而影响了并购的实施和绩效。Grinstein和Hribar（2004）曾指出，为了获得高额报酬，CEO权力越大，进行大规模并购的动机就越强烈，而对于这种CEO推动下的并购行为，资本市场给予的反应是负面的；国内学者卢锐（2008）指出，对管理层的薪酬激励增加了管理层权力，很可能导致公司治理弱化，激化委托代理矛盾，因此管理层权力越大，可能有越强的动机和越大的话语权促成企业的盲目并购行为。此外，近几年行为公司金融理论的快速发展为理论界解释企业过度并购现象提供了全新的视角。最具代表性的是Roll（1986）放弃了传统“理性经济人”假设，从非理性的角度对管理层过度投资行为进行分析，他在“自负假说”中提出，企业CEO容易高估自身管理能力，在并购时往往过分乐观地看待并购收益和并购协同效应，从而出现并购方出价偏高和过度并购行为，导致最终的并购结果往往并不理想。
上述研究中，分别只考虑了CEO权力和CEO过度自信对并购绩效的影响。事实上，如果公司管理者只在自信心上过度膨胀而手里握有的权力不足，那么对企业并购的推进也往往比较受限；而具备一定权力的管理者，在过度自信的驱使下，很可能会更加肆无忌惮地进行盲目扩张，导致并购失败。因此，只有将CEO过度自信、CEO权力与企业并购绩效三者进行协同研究，才能更好地揭开企业并购的“黑箱”，解开“并购绩效之谜”。本文基于行为金融理论的视角，将CEO过度自信行为引入研究框架，并以2012～2014年沪深证券交易所577家非金融类A股上市公司为研究样本，着重探讨了CEO过度自信、CEO权力与企业并购绩效之间的作用机理，以期为上市公司提供借鉴。
二、理论分析及研究假设
（一）CEO权力与并购绩效
管理者权力理论认为，管理者权力的存在导致作为缓解代理问题的薪酬激励机制反而成为代理问题的一种表现。具体来讲，权力强大的管理层在公司的具体经营决策上也具有绝对权力，管理者权力越大，公司进行过度投资及多元化扩张的行为就越严重，然而他们实施的资本盲目扩张行为是以损害公司总体价值为代价以及以对私人收益的追逐为目的，加大了公司陷入财务困境的可能性（代彬等，2012）。
正如Montesquieu在《论法的精神》中所说：“一切有权力的人都容易滥用权力，要防止权力的滥用，就必须对其加以约束。”如果CEO在企业经营管理中权力过大，公司治理机制会趋于失衡（张洽，2013），当股东不能完全监督和控制管理者的投资决策时，一旦出现能为管理者谋取私利的投资机会，他们就会选择牺牲股东的利益去追求投资（李善民，2005）。公司并购即是管理者对个人利益和公司价值两者权衡之下采取的战略投资行为，从管理者利益出发，采取企业并购投资似乎更具吸引力。
Mueller（1969）提出的并购假说认为，代理人薪酬与公司规模正相关，因此作为公司代理人的CEO有强烈的动机通过并购的方式扩大公司规模，而对于并购的实际效果考虑较少。Marris（1963）在企业理论中提出，经理控制型企业的目标是增长最大化，而非利润最大化，因为增长最大化更符合管理者的利益（史永东，2010）。
综上，本文提出H1：CEO权力与并购绩效负相关。
（二）CEO过度自信与并购绩效
根据行为经济学理论，认知偏差是常态，而不是偶发事件，因此，管理者在公司各项重大决策中经常会出现由于认知偏差造成的过度自信行为。从逻辑上讲，如果管理者过度自信，那么必然出现低效的过度投资（Nofsinger，2005）。
管理者过度自信，尤其是对自我判断的过度自信，对于并购溢价过高和并购失败等并购“异象”有很好的解释力，因为一旦并购企业CEO过度自信就会高估并购的潜在价值而低估了并购的风险（Malmendier，2008）。在并购融资行为方面，过度自信的管理者往往会高估并购行为带来的未来收益，为防止新股东对公司未来收益的分享，管理者更倾向于发行债务融资甚至采取激进的负债行为（Shefrin，1999），此类并购行为对并购方而言风险大、成本高，其实际并购绩效不容乐观。
Doukas和Petmezas（2006）研究发现，管理者过度自信程度越严重，越容易进行盲目并购行为，但相对于非过度自信的管理者，过度自信的管理者并购收益要低得多。Brown和Sarma（2006）也得出了同样的结论。
基于以上分析，本文提出H2：CEO过度自信与并购绩效负相关。
（三）CEO过度自信、CEO权力与并购绩效
既有文献表明，CEO过度自信和CEO权力均对企业并购绩效具有负向影响。但对于它们二者究竟是通过何种机制影响到微观层面的企业并购绩效以及它们对并购绩效的具体影响路径是什么，目前还鲜有相关研究进行论证。余屈（2011）曾指出，管理者普遍存在过度自信现象，而且过度自信的管理者很可能会驱使他们在对企业控制力增强时做出更多不符合股东利益的投资行为，进而导致企业价值的损失。因此，我们推断，相对于非过度自信的CEO，当过度自信的CEO拥有了较大的权力，可能会更疯狂地进行盲目扩张，并购效果会进一步恶化。
因此，本文提出H3：CEO过度自信在CEO权力与企业并购绩效中起到负向调节作用，即CEO过度自信促进了CEO权力对企业并购绩效的负向作用。
三、研究设计
（一）样本选取
本文选取2012～2014年沪深证券交易所A股中发生并购的上市公司为样本，并按以下标准进行筛选：①剔除 ST 类、∗ST类以及金融保险类上市公司；②剔除研究区间内CEO发生重大变更的公司；③剔除窗口期间数据缺失的上市公司。为了消除极端值造成的统计影响，本文对主要连续变量按1%进行Winsorize处理，最终得到577家样本公司，其中，CEO过度自信公司有269个，CEO非过度自信公司有308个。数据来源于CSMAR中国上市公司数据库。
（二）变量界定
1. 被解释变量——并购绩效（Tobin"s Q）。本文参照陈收等（2014）的做法，选用托宾Q值作为并购绩效的衡量指标。因为在众多企业价值的替代变量中，托宾Q值比较适用于受公司治理影响导致企业价值发生变化的研究，其计算公式为：托宾Q值=（企业负债的市场价值+权益的市场价值）/总资产账面值。
2. 解释变量——CEO权力（Power）。本文参考Finkelstein（1992）的权力模型以及权小锋等（2010）的研究成果，充分利用CEO档案数据从各维度衡量CEO权力，具体见表1。
为考察CEO过度自信、CEO权力和并购绩效三者之间的关系，首先要度量CEO权力，本文构建了一个综合得分函数来反映CEO权力评价指标体系中的8个指标。关于多变量的分析方法，目前较为合理的方法为因子分析法。因此，本文利用SPSS 20.0进行因子分析，首先进行KMO和巴特利特球形检验来验证所选指标体系是否适合做因子分析，检验结果见表2。
如表2所示，KMO 值大于0.5，巴特利特球形检验的卡方值对应的相伴概率小于0.05，通过了显著性检验。因此认为本文选取的CEO权力评价指标适合做因子分析。
其次，本文利用SPSS 20.0软件进行主成分分析，由于篇幅所限，省略特征根、方差贡献率等计算过程，最终通过计算得到两个公共因子，分别用 f1、f2来表示，累积方差贡献率达到了76.21%，即提取的公共因子可以反映原指标70%以上的信息，根据所选择的公因子的特征值所对应的特征向量来计算公因子的负荷，求出旋转因子载荷矩阵，结果见表3。
所选评价指标通过旋转法旋转后的因子载荷矩阵反映了公共因子与变量之间的关系。根据表3，在第一个公因子中，与CEO职称相关系数相对较大，因此将因子f1命名为专家权力因子，同理将因子f2命名为所有权权力因子。在提取主成分因子以后，利用SPSS 20.0算出用原始变量表示的主成分得分系数矩阵，具体得分情况见表4。
本文采用因子分析法从CEO权力样本中提取了两个公共因子，然后根据各个因子得分系数矩阵计算得出每个样本公司的因子得分fi（i=1，2），权重的确定则是根据每个因子的方差贡献率占累计方差贡献率的比重取得，得出样本公司的综合得分函数。
得分函数如下：
F=（0.3457f1+0.2164f2）/0.7621
3. 解释变量（调节变量）——CEO过度自信（OC）。Doukas等（2006）认为，CEO的多次并购行为体现出过度自信的心理状态。本文借鉴他们的做法，设置虚拟变量（OC）代表CEO是否过度自信，若样本公司在研究窗口期间内并购次数超过五次，则令OC=1，否则OC=0。
4. 控制变量。除了上述主要变量，本文还选取了可能影响企业CEO权力、CEO过度自信及并购绩效的变量进行控制，包括企业规模（Size）、企业性质（Type）和地域特征（Local），变量具体含义如表5所示 。
5. 模型构建。由于CEO权力对企业并购绩效的影响可能存在一定滞后性（陈收等，2014），因此本文在实证研究中以滞后一期的CEO权力来分析其对并购绩效的影响。与此同时，为消除控制变量的内生性问题，所有控制变量均采用并购前一期期末的数据。为检验本文的H1和H3，构建以并购绩效为被解释变量、CEO权力为解释变量的实证模型。在研究中，首先考察样本公司并购绩效对CEO权力的反应，然后进行分组检验，以此来验证CEO过度自信对它们二者的调节作用。在全样本中，若Power的回归系数显著为负，则表明CEO权力与公司并购绩效显著负相关，H1成立。在分组样本中，若在CEO过度自信组中，Power的回归系数显著为负，与此同时，在CEO非过度自信组中，Power的系数不显著，则表明H3成立。综上，本文构架模型（1）如下：
Tobin"s Qt=β0+β1Powert-1+β2Sizet-1+β3Typet-1+
β4Localt-1+εt （1）
为了检验H2，构建以并购绩效为被解释变量、CEO过度自信为解释变量的实证模型。若OC的回归系数显著为负，则表明CEO过度自信与公司并购绩效显著负相关，H2成立，模型（2）设定如下：
Tobin"s Qt=β0+β1OCt+β2Sizet-1+β3Typet-1+
β4Localt-1+εt （2）
四、实证分析及结果
（一）描述性统计分析
表6为主要变量的描述性统计结果。总体来看，并购绩效（Tobin"s Q）的均值为3.45，极大值为38.68，极小值为0.92，标准差为2.77，说明我国上市公司的并购绩效差异较大，这也反映出目前我国上市公司并购投资风险较高，有大部分企业并购扩张效果并不理想。CEO权力（Power）的均值为1.24，极大值为3.79，极小值为0.00，标准差为1.16，这表明不同企业CEO权力大小差异也较大，侧面反映出不同企业的公司治理水平存在一定差距。CEO过度自信（OC）的企业在总样本中的比例为47%，说明目前我国发生并购的上市公司中CEO过度自信现象比较普遍。
（二）均值差异检验
为了检验H1和H2，本文进行如下分组：①按CEO是否过度自信对全样本分组，若CEO过度自信，则将样本归为组1，其他样本归为组2；②按CEO权力综合得分的均值1.24将总样本分成Power高组（Power>1.24）和Power低组（Power
<1.24），依次归为组1和组2。从表7中可以看出，Power和OC的均值差异均为0.00，且在1%的水平上显著，符号为负。这说明CEO权力高组的并购绩效显著低于CEO权力低组，CEO过度自信组的并购绩效明显低于CEO非过度自信组。分别验证了H1和H2。
（三）多元回归分析
全样本回归结果如表8所示，两个模型的F值均在1%的水平上显著，说明模型整体有效。模型（1）的回归结果显示，全样本中CEO权力（Power）系数为-0.227，且在5%的水平上显著，表明CEO权力过大不仅难以使企业在并购中提升价值，反而使并购成为CEO攫取私人收益的手段，即CEO权力对并购绩效有反向影响，验证了赵息和张西栓（2013）的结论，H1得到验证。模型（2）的回归结果显示，CEO过度自信（OC）的系数为-1.728，且在1%的水平上显著，因而可以得出结论：CEO过度自信与并购绩效负相关，即CEO过度自信程度越大，并购绩效越低。证实了CEO过度自信也是使企业并购绩效降低的原因之一，同时验证了翟爱梅等（2012）和张兰霞等（2015）的结论，H2得到验证。
（四）分组回归分析
当调节变量是类别变量、解释变量是连续变量时，应做分组回归分析（Cohen等，2003）。在做调节效应分析时，通常要将解释变量和调节变量做中心化变换（Aiken等，1991）。因此，为检验H3，本文将样本公司分为CEO过度自信和CEO非过度自信两组，并对解释变量进行中心化变换处理，对两组样本进行分组回归分析，结果如表9所示。
表9报告了在CEO是否过度自信的不同分组中各变量的回归结果。结果显示，在CEO过度自信组中，CEO权力（Power）与并购绩效（Tobin"s Q）在5%的水平上显著负相关（β=-0.174，P=0.017＜0.05）；在非CEO过度自信组中，CEO权力（Power）与并购绩效（Tobin"s Q）负相关，但不显著（β=-0.022，P=0.903＞0.1）。结果表明，CEO过度自信通过加大CEO权力对并购绩效的负向影响进一步促进了并购绩效的降低，即CEO过度自信调节了CEO权力对并购绩效的负向影响，H3得到验证。
（五）稳健性检验
为了检验上述结论的稳健性，本文首先对CEO过度自信和并购绩效变量重新进行衡量，方法如下：①借鉴余明桂等（2006）的做法，以国家统计局公布的企业景气指数来衡量CEO过度自信，用符号OC"来表示，当景气指数大于100时，表明CEO对企业的前景持乐观态度，OC"取值为1，否则取0；②由于净资产收益率（ROE）是衡量企业绩效的基本指标，对公司利润增长具有综合概括能力，因此在稳健性检验中，从财务角度选取并购当年和并购后一年的净资产收益率（分别表示为ROEt和ROEt+1）作为并购财务绩效的衡量指标。其次，在实证检验方法上，按CEO是否过度自信以及CEO权力大小分组（分组方法同上）对并购当年和并购后一年的绩效进行均值差值分析，得出CEO不同模式下并购前后绩效比较分析结果。此外，重复文中多元回归分析实证检验步骤，并对新定义的变量进行检验，总体结果与上述结论保持一致。由于篇幅所限，并购绩效均值差、正值比率和多元回归分析结果在此不做列示。
五、研究结论
本文以2012～2014年发生并购行为的沪深证券交易所非金融类A股上市公司为样本，基于行为公司金融视角，首先进行了企业并购绩效的均值差异检验，并在此基础上应用全样本和分组样本回归模型进行多元回归分析。研究表明，在全样本中，CEO权力越大，其受到公司治理的约束作用相对越小，越有可能通过盲目并购行为谋取私利，从而增加企业风险，导致并购绩效的降低；CEO过度自信会引起CEO的认知偏差，导致过度并购行为，影响并购效率。并且从CEO过度自信调节作用的视角来看，相对于非过度自信的CEO，当CEO过度自信时，CEO权力对并购绩效的负向影响显著，即CEO过度自信会进一步促进CEO权力对企业并购绩效的负向影响，增加企业并购风险。
本研究创造性地从行为公司金融的视角对企业CEO权力与并购绩效的关系进行重新审视，发现了企业CEO非理性因素对并购绩效以及CEO权力和并购绩效间的调节作用具有重要意义。因此，出于企业整体利益考虑，一方面要加强公司治理机制在并购中发挥的监督制约作用，促使企业CEO合理行使控制权，从而规避CEO权力过度集中导致的盲目并购给企业绩效带来的损失，有效缓解委托代理矛盾；另一方面则是通过治理机制间接约束CEO非理性投资行为，降低管理层决策自由度，对于CEO过度自信引起的投资决策进行及时的修正和遏制，并加强对决策执行和决策效果监督、反馈、惩罚机制的健全和完善；此外，企业应该全面客观地认识到过度自信的CEO给自身造成的“价值毁灭”，提高重视程度，针对普遍存在的CEO过度自信现象为企业高管提供经常性的心理疏导和针对性的心理咨询服务，有效地预防CEO认知偏差对企业利益造成的负面影响，从而促进企业的良性发展。本研究对重新认识CEO过度自信对企业并购绩效和公司治理效果的影响具有重要的理论和实践意义，同时对企业CEO的聘任决策有重要的实践参考价值。
主要参考文献：
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权小锋，吴世农．CEO权力强度、信息披露质量与公司业绩的波动性——基于深交所上市公司的实证研究［J］．南开管理评论，2010（4）．
赵息，张西栓．内部控制、高管权力与并购绩效——来自中国证券市场的经验证据［J］．南开管理评论，2013（2）．
辽宁大学商学院，沈阳110136
