企业间高管联结对并购溢价的影响研究

崔文娟 苗地 郭子玮

【关键词】 高管联结; 并购溢价; 组织间模仿行为

【中图分类号】 F271.4  【文献标识码】 A  【文章编号】 1004-5937（2022）04-0079-09

一、引言

企業并购作为一种重要的投资活动，对企业做强做大具有重要的战略意义。但从现有研究来看，企业发生并购不一定会在短期内为并购方股东创造价值，反而在交易过程中会支付较高的并购溢价，有三个层面的因素影响并购方支付的溢价水平。第一，市场层面。市场竞价假说，基于竞争者的出现而造成的对被并购公司控制权的争抢压力，导致并购溢价水平较高。第二，企业层面。如资源基础假说，为获取并购后的资源优势使并购方倾向于支付较高的溢价水平;协同效应假说，当两家公司协同度高时，并购溢价也会相应增高;市场势力假说，购买方愿意支付更高的并购溢价，减少竞争者以取得垄断地位。第三，高管层面。主要有三类理论，第一类基于委托代理理论，根据高管理性经纪人属性，即并购活动中高管考虑自身利益和薪酬优于考虑并购交易中的溢价水平;第二类基于高阶理论[1]，关注高管的个人特征对并购活动的影响，即高管属于有限理性人，代表其认知水平的性别、教育情况、职业路径等异质性因素会影响高管的并购选择;第三类基于自大理论分析高管过度自信的特征，当高管存在自大的个人特质时，更容易低估并购交易中的潜在风险，从而支付过高的并购溢价;除此之外，企业高管的锚定效应也会影响并购行为，即人们会受到初始锚值的影响，进而影响并购决策。

显然，上述三个层次的因素中前两个是从宏观的视角进行分析，忽视了并购活动中起决策作用的高管。后一个因素从高管角度出发，但是其研究重点是高管的自然属性，没有关注高管的社会关系属性。不仅如此，以高管个人情况进行的分析，影响的差异性因素较多且没有成熟的量表。综上，本文以2014—2018年沪、深A股上市公司披露的高管信息为样本，重点研究企业高管的社会属性，即当存在企业间高管联结情况时对并购溢价决策的影响。

二、文献综述

（一）高管联结

网络关系战略是实现公司发展的关键性战略之一。其中高管联结对公司的发展有重要的影响。

现主要存在三种高管联结，第一种是高管与政府的联结。银行贷款方面，高管政治联结可以使企业获得更多的银行贷款以及更长的债务期限[2];不仅如此，高管政治联结作为一种企业具有社会责任的声誉，有利于企业进入金融行业，缓解民营企业的融资困难[3];税收优惠方面，高管的政治联结有利于企业获得更多的税收优惠，尤其在企业税外负担重的地区，这种优势更加明显[4]。

第二种是我国国有企业改革的制度背景下的高管跨体制联结。陈仕华等[5]的研究表明，与国有企业没有跨体制联结关系的情况相比，国有企业高管拥有跨体制联结关系时，国有企业向私营企业转让股权的可能性较大。

第三种是企业间的联结。企业间高管联结，指高管同时兼任两家或多家企业高管并在这些企业之间形成的联结关系。存在高管联结的公司之间在捐款行为方面表现出一致性[6];财务重述行为可能会在高管联结公司之间扩散，如果被模仿企业发生财务重述行为，那么模仿企业发生财务重述行为的可能性增大[7];在高管联结对公司会计信息影响方面，周晓苏等[8]研究发现，企业会计政策选择存在组织间模仿行为，即存在高管联结关系的配对公司之间有更相似的会计政策选择，应计及盈余结构更加相似，会计信息可比性更高。而张娆[9]的研究表明，联结企业会计信息质量与目标企业会计信息质量也具有相似性。

（二）高管联结与并购行为

相较于西方发达国家，中国的企业并购活动仍处于初期阶段，整体上企业拥有的并购经验较少且市场中介机构发育有待完善[10]，使得中国企业在开展并购活动时更有可能受到其他企业并购活动的影响。因此，高管联结在并购活动中扮演着重要的角色。

在研究高管联结与并购关系的文献中，一方面是高管与政府的联结对并购行为的影响，如卢昌崇等[11]的研究表明：高管政治联结并非正向地影响并购绩效，而是通过削弱高管过度自信对并购绩效的负面影响来发挥作用。李善民等[12]的研究表明：公司与当地的政治关联度越高，越倾向于进行本地控制权转移;企业的政治关联越高，越倾向进行多元化并购进入到与主业无关的、高利润的行业中[13]。潘红波等[14]发现：高管政治联结能够有效地抑制地方政府对上市公司的“掠夺之手”的侵害，对盈利性上市公司的并购活动有积极影响。

另一方面，企业间的高管联结与并购行为甚至并购效益也有很强的相关性，如与并购方存在董事联结关系的公司更可能成为并购的目标公司，且获得的长期并购效益会相对较好[15]。

（三）文献述评

综上所述，现有文献对高管联结的研究分为高管与政府联结、高管跨体制联结以及企业间的高管联结;对高管联结和并购活动之间关系的探究分为高管与政府的联结关系对并购行为的影响以及企业间的高管联结对并购绩效的影响。不难看出，企业间的高管联结对我国企业发展有着显著的影响，但其中探究其对并购溢价决策方面的研究较少。鉴于此，本文基于2014—2018年沪、深两市A股上市公司的企业间高管联结数据和2015—2019年并购溢价数据分析了企业间网络关系对并购溢价决策行为的影响，并借鉴《模仿律》一书中的理论，进一步考察及实证检验了组织间模仿理论对于并购溢价决策行为的作用。

三、理论分析与研究假设

（一）组织间模仿理论

组织间模仿行为是指当某一组织执行了某种行为，与该组织有联系的另一组织也有可能执行同一种行为[16]。

（二）高管联结与并购溢价的模仿动机

模仿行为产生的第一大原因是模仿动机的产生，动机的种类可以划分为两种：内在模仿需求和外在诱因。前者通过模仿行为来满足组织内在需求，包括合法性需求、心理需求等。后者强调的是外部环境对组织决策的影响，其中外在推动因素包含四个方面：资源、代理、绩效和不确定性。

资源诱因中，只有当企业决策者拥有足够的时间和资源时，才会倾向于通过自身理性计算决定采取行为。显然在高管进行并购决策中，标的估价需要通过长时间的调研和计算取得，且如果标的本身的财務状况频繁变化，那么决策者在时间和资源上都是不充足的，因此，这种情况下模仿反倒是一种理性选择。代理诱因中，风险规避的代理人为了避免决策失误，往往会随大流模仿其他企业的行为，只要代理人和其他企业的决策一致，即使最后的结果不太理想，委托人也很难对代理人的绩效进行不恰当的评价，也就不会伤及代理人的名誉。绩效诱因中，当高管为了避免并购决策失误时，会通过模仿行为而规避风险。不确定诱因中，组织模仿行为是对环境不确定的自然反应。高管在进行并购议价时，首先溢价水平是不确定的，高管不了解出什么价格可以既高于竞争者又使被并购方满意;其次竞标选择是不确定的，无法判断是继续竞标还是撤标;最后从内因分析，由于外部因素的不确定性以及可能产生的经济风险，使得高管为了获得合法性而采用模仿策略。

（三）高管联结与并购溢价的模仿条件

当企业具备了模仿动因之后，组织间模仿行为的发生还需要满足三个条件[17]：（1）A公司首先发生了某种行为;（2）B公司与A公司存在某种组织间的联结关系;（3）B公司随后也发生了这种行为。显然这三个条件中最重要的是企业之间需要存在某种方式的联系，即某一组织和模仿源之间需要通过某种渠道传递，才会出现模仿行为。

企业间高管联结是一种特殊的企业关联，这种信息传递渠道决定了其比其他传递途径有着更为重要的影响力。由于高管直接参与企业的并购交易决策，所以联结公司的并购交易决策会为高管进行目标公司的并购活动起到帮助性作用。虽然现今可以通过各种媒介获取公司信息，但是通过高管联结这种方式获取企业信息有它独有的优势：第一，由于高管亲身参与联结公司的决策，获得数据更真实;第二，外部媒介披露的公司数据不一定完整，无法准确地反映公司情况，而通过高管联结可以获取更为隐蔽的信息;第三，由于并购活动本身是一项专业性很强的决策行为，存在联结关系的企业间高管不仅拥有一定的并购经验而且可以使相关并购技巧的传递变得更方便。基于此，提出假设1。

H1：目标企业的并购溢价与联结企业的并购溢价具有显著的正相关性。

（四）高管联结与并购溢价的模仿信息处理

同时高管模仿联结企业的并购行为时会通过信息源、信息流通渠道和信息终端三个因素来影响目标公司并购溢价水平。

1.信息源对并购溢价决策的影响

信息源获取信息的程度不同会影响高管的并购溢价决策。企业间的高管联结分为外部高管联结和内部高管联结，分别是由独立董事构成的高管联结与独立董事之外其他高管形成的高管联结。中国企业中的独立董事大多来自外聘的学术机构的学者，因此可能会缺少企业运营方面的实践经验，这必然会限制独董在董事会的话语权和影响力，以至于在具体决策中发挥的作用有限[18]。相比之下，内部高管联结发挥的影响力更大，组织间模仿行为更容易发生。基于此，提出假设2。

H2：企业间存在内部高管联结比存在外部高管联结关系，会使目标企业并购溢价与联结企业并购溢价之间的正相关关系更强。

在“先内后外律”中模仿者更倾向于选择模仿与自身有相似特征的组织。Dimaggio et al.[19]的研究表明：企业更可能对与其处在同一“组织领域”中其他企业的做法进行模仿，这会使他们的某些行为方面表现出一致性。基于此，提出假设3。

H3：当联结企业与目标企业属于同一种行业时，较两企业处于不同的行业，会使目标企业并购溢价与联结企业并购溢价之间的正相关关系更强。

2.信息流通渠道对并购溢价决策的影响

信息流通渠道也会影响组织间模仿的决策。其中，网络连接数量会对网络中行为的传播产生巨大的影响。由于网络连接较多的目标企业掌握的资源较多，对于单个企业的模仿行为程度会相应降低;反之，如果其连接数量相对较少，模仿单个企业程度会较强。基于此，提出假设4。

H4：当目标企业网络连接数量较少时，目标企业并购溢价与联结企业并购溢价之间的正相关关系更强。

3.信息终端对并购溢价决策的影响

信息终端的处理，即目标企业的认知和判断会对组织间的模仿行为产生影响。“时间近视”，即忽略远期而给近期事件更多的关注。如果高管在某段时间内对多个联结企业进行过并购行为，那么距离目标企业并购决策更近的行为会对其影响更大。基于此，提出假设5。

H5：当目标企业的并购行为与联结企业的并购行为发生的时间差越小时，目标企业并购溢价与联结企业并购溢价之间的正相关关系更强。

“失败近视”，即忽略失败而给成功事件更多的关注。组织倾向于把模仿的重心放在成功的案例中，这与G.Tarde提出的逻辑模仿律的观点一致。在并购决策中，低并购溢价水平代表较好的并购行为。因此，目标企业更倾向于模仿支付较低并购溢价的企业。基于此，提出假设6。

H6：当联结企业的并购溢价水平越低，目标企业并购溢价与联结企业并购溢价之间的正相关关系更强。

四、研究设计

（一）样本选择与数据来源

本文以沪、深A股上市公司2015—2019年的并购交易事件作为样本。研究样本的数据处理过程如下：从Wind数据库中获得A股上市交易公司2015—2019年并购交易的初始数据2 329个。研究样本进行如下程序的筛选：（1）剔除并购交易状态处于传言、进行中、失败等情况;（2）剔除未披露交易价格的情况;（3）剔除非人民币交易的并购交易;（4）剔除ST类公司的并购交易;（5）剔除以买壳上市为目的的交易。经过上述过程，最终获得2 143个并购交易样本。

本文在测量企业间高管联结时，高管信息选取发生并购交易前一年年底的数据。具体处理过程如下：从国泰安数据库中获得沪、深两市2014—2018年A股上市公司高管及其董事会成员名单，共涉及49 691条高管信息，其中各个公司对应的高管名字都拥有唯一数字编码，可以有效排除同名对匹配高管联结对的影响。本文从经过处理后的并购交易样本中筛选出存在高管联结情况的并购对，即从2 143条并购交易样本中一一组对筛选买方公司中是否有高管联结对情况存在，最终获得了2 335对高管联结对。

最后，将2 335对高管联结对经过如下处理：（1）剔除未披露标的净资产的并购交易;（2）剔除上市公司财务数据披露不完整的并购交易;（3）剔除溢价水平异常的并购交易，最终获得241对并购交易数据。其他的变量数据如地区信息、行业、企业特征、并购交易特征等信息均来自于Wind数据库。

（二）变量定义与测量

1.因变量选取

关于并购溢价指标的计算与测量，目前普遍使用的测量方法是：并购溢价=（每股收购价格-每股市值）/每股市值，但此方法在我国目前的并购市场上并不适用。从收集到的数据来看，2 329条交易数据中仅有29条标的方为上市A股公司，90条标的公司财务信息对外披露，约95%的标的公司为非上市公司，因此无法通过收集每股市值的数据来计算并购溢价。鉴于此，本文借鉴唐宗明等[20]的研究，应用的测量方法为：并购溢价=（交易总价-交易标的的净资产）/交易标的的净资产。

2.自变量选取

本文中联结企业的并购溢价为自变量，考察变量包括企业联结性质、行业区别、企业网络连接数量、时间跨度以及联结企业的低并购溢价水平，目标企业的并购溢价为因变量。为了保证目标企业确实模仿联结企业并购溢价决策以及两公司之间确实存在高管联结关系，本文在两家企业发生并购交易的时间上都进行了严格的限定，即如果联结企业在t年份（2015—2019中的任意一年）发生了并购行为，则目标企业发生并购活动的年份可为t+x年（3≥x≥1），而证明其确实存在高管联结的方法是：只要t-1年至t+x-1年中的任何一年两企业间存在高管联结关系，即这两笔并购行为的买方公司之间存在高管联结关系。举例而言，若A企业2015年发生了一笔并购，B企业2018年发生了一笔并购，且两公司在2014—2017年中任意一年存在高管联结关系，则可以将A企业的并购溢价作为自变量，B企业的并购溢价作为因变量。

3.考察变量选取

本文考察变量划分标准如下：企业联结性质：目标企业与联结企业之间是否为独立董事联结，是为1，否则为0，独董联结是指高管同时兼任两企业的独立董事，非独董联结指的是高管在至少一方企业中兼任独立董事;行业区别：联结企业与目标企业是否属于同一个行业，是为1，否为0，行业划分标准是依据中国证监会《上市公司行业分类指引》指定的;企业网络连接数量：目标企业通过企業间高管联结的公司数量，本文选用目标企业发生并购行为前一年年底披露的高管与董事成员名单确定联结数量;时间跨度：目标企业发生并购活动时间与联结企业发生并购活动时间差，应为1—3年;联结企业的低并购溢价水平：联结企业的低并购溢价水平代表较好的并购绩效，本文以50%的并购溢价水平为临界点，如果联结企业并购溢价水平低于50%，取值为1，否则为0。

4.控制变量选取

交易比例：交易股权占被并购公司总股权的比例，并购交易比例的大小直接决定买方企业是否拥有被并购公司的实际控制权，会影响并购溢价;支付方式：目标公司是否选择用现金支付交易，是为1，否则为0，不同的支付方式会对并购溢价产生影响;财务顾问：目标公司是否聘用了财务顾问，是为1，否为0，聘任了财务顾问的并购交易活动更有可能支付较低并购溢价;财务协同程度：被并购公司与并购方的权益负债率的差值，差值越小说明两者财务协同程度越高;目标企业特征中，自由现金流：自由现金流/总资产，当自由现金流比值越大，即代表企业可支配现金越多，容易支付更高的并购溢价;企业成长性：主营业务收入增长差占上年主营业务收入的比重，企业的成长性可能会对并购溢价产生影响;企业股权集中度：第一大股东持股占比情况，当第一大股东股权占比较大，对高管监管程度会更高，当高管进行并购决策时，交易过程中支付的并购溢价可能会相应降低;在被并购公司变量中，被并购公司相对规模：被并购公司与并购公司资产的比值。

各变量定义及说明详见表1。

五、实证结果与分析

（一）描述性与相关性分析

表2是2015—2019年并购交易情况和各年匹配出的高管联结企业对情况，从表中对并购交易事件数的统计可以看出随着年份的增长，并购事件发生的频次是处于上升趋势，且存在一家上市公司在同一年进行多笔并购交易的情况;从给出的匹配高管联结企业对数也可以看出高管联结情况在发生并购交易的企业中普遍存在且数量在逐年上升。

表3给出的是变量的描述性统计结果与相关性系数，从表中均值可以看出：并购溢价较低的情况只占全部样本量1/4左右，普遍并购溢价水平较高;联结企业和目标企业属于同行业情况约占总样本的一半左右;在网络联结数量上，均数超过了10个，而且其中为独董联结的占88%，说明独立董事存在多家上市公司任职的情况;最后联结与目标企业发生并购活动的年限差为1.35年，说明普遍的模仿行为年限不会过长，否则会降低模仿的效益。

从表3中给出的相关性系数可以看出：目标企业并购溢价与联结企业并购溢价存在显著的正相关关系，系数为0.06且在5%水平上显著，这与H1的预测相符。

（二）多元回归分析

表4给出的是多元回归结果。基准模型给出的是所有控制变量的回归结果，从表中基准列可以看出，交易比例变量的回归系数为正数显著，且在后续H1至H6中，多数情况此变量为正数，说明当并购活动中交易比例越大，目标企业的并购溢价越高;同时，财务顾问变量的回归系数为正且在10%水平上显著，但在其他假设结果中该特征并不明显;在目标企业第一大股东占股比例这个变量中可发现其回归系数为负数，这与原本预估的情况是一致的，当股东占股比例较大时，会从侧面监控并购活动交易决策者高管的行为，可以在一定程度上抑制过高并购溢价的发生，所以两者处于显著负相关的关系。

表4中H1列为在基准模型的基础上单纯引入联结企业并购溢价变量以实证检验H1的结果，从回归数据中可以看出联结企业的并购溢价回归系数为0.995，在1%水平上显著为正，说明联结企业的并购溢价对目标企业的并购溢价有显著的正向影响，进而验证前文提出的H1成立。

而对于调节效应的检验，本文采用分组法进行检验，通过设置临界点，将已收集数据分为两组，对比两种情况的回归系数，回归系数较大且比较显著的一方说明其正相关关系更强。

针对H2，将高管联结方式是否为外部高管联结即独立董事联结作为分界点，联结企业与目标企业为内部联结关系为一组，反之为另一组，结果表明：当两企业为内部高管联结时回归系数为3.824在1%水平上显著，而当情况变为外部联结方式时，回归系数为0.311在10%的水平上显著，说明当联结企业与目标企业之间为内部高管联结关系时，目标企业更倾向于模仿联结企业的并购行为，进而验证前文H2的提出。

针对H3，将目标企业与联结企业行业情况是否相同作为分界点，相同为一组，不相同为另一组，结果表明：虽然两种情况下联结企业并购溢价回归系数均为正（0.200和0.450），但结果并不显著，说明行业并不能对目标企业的并购溢价起决定性作用，无法印证H3。

针对H4，将目标企业的高管联结企业数量作为划分标准，从表3中可以看出目标企业高管联结数量的均值为10.23，因此本文选取数量10个作为分界点，目标企业联结的企业数量大于10个为一组，反之为另一组，结果表明：当与目标企业的联结企业数量较少时，其回归系数为1.084且在5%水平上显著，而当联结数量较多时回归系数虽为正（0.103）但并沒有显著的情况，说明与联结数量较多的情况相比，联结数量较少的样本组中联结并购溢价变量不仅结果显著且回归系数较大，说明与目标企业联结的企业数量越少，两企业并购溢价正相关性越强，这与提出的H4预计相同，当可模仿的企业数量越少时，联结企业越容易被模仿。

针对H5，将目标企业发生并购交易与联结企业发生并购交易的时间差作为划分标准，时间差为1年的划归为时间差较短组，时间差为2年和3年的划归为时间差较长组，结果表明：在发生并购活动时间差为1年的情况中，回归系数为1.080且在5%水平上显著，而时间差为2年或3年的情况中，回归系数为负数，这充分说明当联结企业的并购行为与目标企业的并购行为时间差更小时，两企业之间并购溢价的正相关关系更强，反之没有明显的正相关性甚至存在负相关，因此H5得到了验证。

针对H6，将并购溢价为50%作为划分并购溢价水平高低的分界点，将低于50%的样本划归为低并购溢价样本组，反之为高并购溢价样本组，结果表明：在高并购溢价样本组中回归系数为1.523在1%水平上显著，低并购溢价样本组中回归系数为1.859且不显著，说明目标企业不一定会模仿并购溢价较低的企业，H6无法得到验证。

（三）稳健性检验

关于主效应本文进行了如下稳健性检验：

针对H1，考虑目标企业的并购溢价对联结企业的并购溢价的影响，在此将因变量与自变量进行互换，把联结企业在并购交易中发生的并购溢价作为因变量，而将目标企业的并购溢价作为自变量，其中若联结企业发生并购交易时间为t年，那么目标企业并购交易时间的选取为t-x年（3≥x≥1）。进行同样的多元回归分析测试后，目标企业并购溢价变量统计上不显著，因此提出的可能性是不成立的。这说明前文H1的结果稳健性较好。

关于调节效应本文进行了如下稳健性测试：

针对H2，在这里调整划分标准，只要高管在两方企业中至少一家企业任职独立董事可分类为外部董事联结，两家均未任职独立董事的情况划分为内部董事联结，结果表明：使用新划归方法，外部联结情况下的回归系数为0.383不显著，而内部联结情况系数大于外部联结情况且在10%水平上显著，前文结果并未发生实质性改变。

关于H3，由于在所有样本中目标企业高管联结数量为11的样本量较多，而总样本平均值为10.23，因此在这里将分界点由10改为11，观察其结果是否有明显变化。发现在高管联结数量大于11的情况下，回归系数为0.181且并不显著，而在数量小于11的情况中回归系数为-0.666在5%水平上显著。结果表明：当将低联结数量组别增加至11时，其结果发生了明显的变化，因此只有企业联结数量在10以内时，联结企业并购溢价与目标企业并购溢价才有显著正向关系;而当选择增多时，目标企业对单一企业并购溢价的依赖性较低。

关于H4，在这里将联结企业与目标企业发生并购时间差为1年或2年的情况分类为模仿时间短样本组，3年为模仿时间长样本组，结果表明：时间差为1年或2年的样本组回归系数为1.217，在1%水平上显著，另一组回归系数为2.767且不显著，得出的结果与前文没有实质性差异。

以上说明前文H2、H4、H5的结果稳健性较好。

六、结论与启示

本文基于上市公司A股2015—2019年并购交易数据，研究企业间高管联结关系对并购溢价决策的影响，结果表明：企业间在并购溢价决策上存在组织间的模仿行为，即联结企业并购溢价对于在1—3年之后发生的目标企业并购溢价有显著的正向影响;并且部分服从组织间的模仿中的信息源的影响，即目标企业与联结企业关系为内部高管联结时，两企业之间并购溢价水平的正相关关系更强;满足组织间的模仿中信息流通渠道的影响，即目标企业网络联结数量较少时，两企业的并购溢价水平的正相关关系更强;以及部分满足模仿中的信息终端对模仿行为的影响，即目标企业与联结企业发生并购时间差越小，目标企业并购溢价与联结企业并购溢价之间的正相关关系更强。

综合上述，对于企业实践的启示如下：一是高管联结对并购活动有着正向的作用，当企业建设高管团队时不仅需要关注高管的自然情况，也应该关注社会属性，具体包括高管曾经任职过的企业，任职企业数目等特征;二是现今上市公司会外聘财务知识丰富的人员作为企业独立董事以指导公司发展，但是从本文研究结果可以看出外部董事联结对两企业之间的并购溢价没有显著的调节作用，因此可以适当缩减不必要的外部董事的聘用，或者聘用一些对企业内部情况有深入了解的人员，可能会对并购溢价有着正向帮助。

本文也存在以下不足：一是由于并购交易中大多数标的公司属于非上市公司，能获得的数据量有限，本文只能基于现有数据情况做出如上结论;二是本文虽然已经对企业的网络连接关系中的并购溢价有了初步探寻，但是并没有深入分析企业网络连接中的企业地区分布、企业规模对并购行为的可能影响。因此还有很多未决问题值得在未来进一步探究。

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