同行業(yè)企業(yè)并購決策的同伴效應(yīng)及內(nèi)在機(jī)制

狄振鵬，潘 敏，李世美

（1.廣西財經(jīng)學(xué)院 管理科學(xué)與工程學(xué)院，南寧 530003；2.紹興文理學(xué)院 元培學(xué)院，浙江 紹興 312000）

企業(yè)并購是企業(yè)為獲取外部競爭優(yōu)勢、擴(kuò)大規(guī)模、降低生產(chǎn)成本，通過公司合并、資產(chǎn)收購、股權(quán)收購等形式對目標(biāo)企業(yè)進(jìn)行整合與控制的一種逐利行為，是提升企業(yè)競爭力、增加經(jīng)濟(jì)效益的重要手段，也是當(dāng)前國內(nèi)外企業(yè)常用的發(fā)展戰(zhàn)略之一。據(jù)不完全統(tǒng)計，2018 年我國A 股上市公司有140 家企業(yè)提出重大資產(chǎn)重組，其中通過審核123 項，交易總額達(dá)到5149.68 億元，較2017 年交易總額3502.4 億元提高了32%。

影響企業(yè)并購決策的因素很多，如公司經(jīng)營及能力、融資約束和支付方式等［1-2］。這些因素多是基于理性視角，而除了理性因素，并購決策的也會受到諸如跟風(fēng)、羊群效應(yīng)等非理性因素的驅(qū)使，因而本研究的重點(diǎn)在于同伴效應(yīng)?！巴樾?yīng)”最早在教育學(xué)領(lǐng)域提出，主要用于研究單個學(xué)生成績與同伴成績之間的關(guān)系，后來延伸到社會領(lǐng)域，研究參照組對位于其中個體的行為、態(tài)度和信念產(chǎn)生的重大影響［3］。

本研究從非理性行為視角出發(fā)，采集2010—2018 年間A 股市場中重大資產(chǎn)并購重組數(shù)據(jù)作為研究樣本，分析近年來我國企業(yè)出現(xiàn)并購浪潮其背后可能存在的盲目跟風(fēng)等非理性動因，并通過對不同行業(yè)、不同權(quán)屬性質(zhì)、不同決策層等分樣本進(jìn)行異質(zhì)性分析，試圖挖掘我國上市公司大規(guī)模并購行為的群體性特征內(nèi)在的形成機(jī)制，在理論上為揭示資本市場并購熱潮提供新的視角，在實(shí)踐上為監(jiān)管機(jī)構(gòu)加強(qiáng)對上市公司重大資產(chǎn)重組事項的審核和監(jiān)管提供理論依據(jù)。

一、文獻(xiàn)與假設(shè)

(一)企業(yè)并購決策存在同伴效應(yīng)

傅超等［4］通過對創(chuàng)業(yè)板非同一控制下企業(yè)合并交易行為進(jìn)行研究發(fā)現(xiàn)，創(chuàng)業(yè)板存在高溢價并購現(xiàn)象，這種高溢價產(chǎn)生的巨額商譽(yù)反映出并購交易中存在著非理性因素，而“同伴效應(yīng)”則是影響創(chuàng)業(yè)板企業(yè)并購商譽(yù)非理性因素中最重要的一項。“同伴效應(yīng)”體現(xiàn)了個體行為受到群體中績效好、效率及地位高的其他個體行為影響的現(xiàn)象，其根源是在市場存在信息不對稱的情況下，個體需要通過對同伴行為的觀察來推測和提取信息，也視為“搭便車”。同伴效應(yīng)在企業(yè)管理、財務(wù)決策、金融等領(lǐng)域皆有應(yīng)用。閔劍和葉貝［5］通過調(diào)查發(fā)現(xiàn)多數(shù)CFO 認(rèn)為其他同伴公司的財務(wù)決策會對其本身的財務(wù)決策產(chǎn)生重要影響。Parsons 等［6］的研究也證實(shí)了這一點(diǎn)，他們研究發(fā)現(xiàn)，一家公司從事財務(wù)不當(dāng)行為的趨勢會隨著鄰近公司不當(dāng)行為發(fā)生率的增加而增加，這似乎是由同伴效應(yīng)所引起，而不是由外來沖擊（如執(zhí)法中的地區(qū)差異）引起的。此外，規(guī)模可比的公司以及年齡相仿的首席執(zhí)行官之間的影響會更大。而同伴效應(yīng)在金融領(lǐng)域的應(yīng)用稱為“羊群行為”。王典和薛宏剛等［7］運(yùn)用行為金融理論和內(nèi)幕交易理論解釋了金融交易中的羊群行為，認(rèn)為當(dāng)存在頻繁的政策干預(yù)和嚴(yán)重的信息不對稱時，股市更容易發(fā)生羊群行為，且在中國資本市場上，機(jī)構(gòu)投資者比個人投資者更容易發(fā)生羊群行為。而根據(jù)組織間模仿理論及學(xué)習(xí)行為理論，企業(yè)資本結(jié)構(gòu)決策中也存在明顯的同伴效應(yīng)。張?zhí)煊詈顽娞稃悾?］的研究表明，中國上市企業(yè)資本結(jié)構(gòu)決策顯著地受到同一行業(yè)內(nèi)其他同伴企業(yè)資本結(jié)構(gòu)決策影響，存在正向同伴效應(yīng)。并且當(dāng)分企業(yè)經(jīng)理人能力較弱、外部環(huán)境不確定性較強(qiáng)時這種同伴效應(yīng)更強(qiáng)。根據(jù)前人的研究結(jié)果，我們發(fā)現(xiàn)企業(yè)并購行為存在著同伴效應(yīng)發(fā)生的前提條件，即由于市場信息不對稱造成的并購績效的不確定性，而為了化解這種不確定，決策者往往會選擇模仿市場上優(yōu)秀的“前輩”，這樣行業(yè)其他企業(yè)的并購行為就會對本企業(yè)的決策產(chǎn)生影響，從而形成了同伴效應(yīng)?；诖?，提出本文基本研究假設(shè)：

上市企業(yè)的并購行為會受到同行業(yè)其他企業(yè)（同伴）并購行為的影響，即并購決策存在明顯的正向同伴效應(yīng)（H1）。

(二)企業(yè)并購決策同伴效應(yīng)在行業(yè)間存在異質(zhì)性

組織間模仿是一種常見的行為方式，不管是引入新產(chǎn)品、新技術(shù)、新的管理模式，還是新市場的進(jìn)人、投資或企業(yè)并購，都存在模仿現(xiàn)象，即同伴效應(yīng)［8］。同伴效應(yīng)需具備三個條件：模仿的動機(jī)、模仿的渠道、模仿的行為。企業(yè)并購的模仿動機(jī)即解決并購中存在的對并購績效的不確定性，而模仿的信息渠道是決定組織間模仿行為成功與否的關(guān)鍵因素，其因不同行業(yè)而有所區(qū)別。根據(jù)模仿先內(nèi)后外定律，同屬于一個行業(yè)內(nèi)的企業(yè)面臨的文化、消費(fèi)群體、制度環(huán)境、產(chǎn)業(yè)政策等可能具有極強(qiáng)的相似性，因而企業(yè)模仿行為針對這類對象的模仿程度較強(qiáng)［9］。相關(guān)實(shí)踐證據(jù)也支持創(chuàng)新、矩陣制組織架構(gòu)等都傾向于被相同特征的組織所模仿。安玉琢和惠一菲［10］研究發(fā)現(xiàn)企業(yè)環(huán)境信息披露存在同形性和模仿行為，但該模仿行為為模仿其他企業(yè)平均水平的頻率模仿，而不是模仿領(lǐng)先者。Leary 和Roberts［11］的研究也證實(shí)了同行業(yè)公司之間融資決策存在同伴效應(yīng)現(xiàn)象，即企業(yè)融資決策除了需要考慮公司文化、發(fā)展目標(biāo)、企業(yè)實(shí)力等客觀因素外，還會考慮同行業(yè)是否有類似行為。不同行業(yè)的企業(yè)在組織模仿中，無論是模仿渠道還是模仿行為都存在差異。對于制造業(yè)企業(yè)來說，獲取信息的渠道相對容易，且企業(yè)同質(zhì)性的可能性較大，所以預(yù)測該類企業(yè)并購的同伴效應(yīng)會更加明顯。而相對的，對于信息傳輸、軟件和信息技術(shù)服務(wù)業(yè)等新興行業(yè)，披露的信息較少且各企業(yè)之間技術(shù)壁壘所造成的異質(zhì)性較大，模仿的可能性較小，所以預(yù)計同伴效應(yīng)較小?；诖?，提出本文第二個研究假設(shè)：

上市企業(yè)并購行為的同伴效應(yīng)受行業(yè)影響而不同，即不同行業(yè)間企業(yè)并購的同伴效應(yīng)存在異質(zhì)性，傳統(tǒng)行業(yè)的并購?fù)樾?yīng)強(qiáng)于新興產(chǎn)業(yè)（H2）。

(三)企業(yè)并購決策同伴效應(yīng)在產(chǎn)權(quán)性質(zhì)間存在異質(zhì)性

目前我國上市企業(yè)按照企業(yè)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)大致可分為國有企業(yè)和民營企業(yè)。而國有企業(yè)產(chǎn)權(quán)歸屬全體人民，經(jīng)營決策受國資委約束，所以靈活性及自主性較民營企業(yè)都較小。上文提到組織模仿，企業(yè)并購的同伴效應(yīng)除了需要有模仿動機(jī)、模仿渠道外，還要有模仿行為，而不同權(quán)屬企業(yè)的模仿動機(jī)和模仿行為也存在差異。首先并購的動因不同，民營企業(yè)出于效益最大化原則，并購的動因幾乎均是為了提高企業(yè)績效，而國有企業(yè)并購動因很多，比如改制與投資類型的并購可能是為了提高績效，而行政主導(dǎo)的并購?fù)ǔ２灰钥冃У母纳茷橹饕繕?biāo)［12］。從并購行動來看，民營企業(yè)在經(jīng)營決策上更加靈活，受到的限制小，其在并購決策中發(fā)生同伴效應(yīng)的可能性較大，而國有企業(yè)受行政限制等發(fā)生并購?fù)樾?yīng)的可能性較小。因此，做出本文第三個假設(shè)：

上市企業(yè)并購行為的同伴效應(yīng)受權(quán)屬性質(zhì)影響而不同，即不同權(quán)屬間企業(yè)并購的同伴效應(yīng)存在異質(zhì)性，民營企業(yè)的并購?fù)樾?yīng)強(qiáng)于國有企業(yè)（H3）。

(四)企業(yè)并購決策同伴效應(yīng)在不同高管聯(lián)結(jié)程度間存在異質(zhì)性

高管作為企業(yè)決策層，是決定并購行為的權(quán)力核心。高階理論的研究表明高管的特征包括如教育背景、職業(yè)路徑、高管聯(lián)結(jié)等都會影響包括企業(yè)并購行為在內(nèi)的諸多企業(yè)行為。企業(yè)間高管聯(lián)結(jié)在我國非常普遍，是指由于高管同時兼任兩家或多家企業(yè)而在這些企業(yè)之間形成的聯(lián)結(jié)關(guān)系。據(jù)統(tǒng)計，我國當(dāng)前上市公司中擁有高管聯(lián)結(jié)的企業(yè)數(shù)約占全體上市公司總數(shù)的50%。韓潔等［13］的研究表明連鎖公司的社會責(zé)任報告披露行為存在組織間模仿行為，連鎖董事對于企業(yè)社會責(zé)任報告的自愿披露決策有重要影響，即當(dāng)連鎖董事在目標(biāo)公司任職執(zhí)行董事時同伴效應(yīng)的正向影響更為顯著。在企業(yè)并購行為方面，企業(yè)間高管聯(lián)結(jié)一方面可以通過聯(lián)結(jié)的高管從成功并購的企業(yè)獲得直接的經(jīng)驗和示例；另一方面高管的聯(lián)結(jié)便于一種觀點(diǎn)或者經(jīng)營理念在聯(lián)結(jié)企業(yè)之間傳播，使企業(yè)間行為更容易被感染和同化。高管聯(lián)結(jié)不僅會影響公司高管的并購決策，還會導(dǎo)致聯(lián)結(jié)企業(yè)并購溢價與目標(biāo)企業(yè)并購溢價之間形成正相關(guān)關(guān)系［14］。為此，提出以下假設(shè)：

上市企業(yè)并購行為的同伴效應(yīng)受企業(yè)間高管聯(lián)結(jié)程度影響而有不同，即不同聯(lián)結(jié)程度企業(yè)并購的同伴效應(yīng)存在異質(zhì)性，高管聯(lián)結(jié)程度越高的企業(yè)并購?fù)樾?yīng)越強(qiáng)（H4）。

二、研究設(shè)計

(一)樣本與數(shù)據(jù)

本文采用我國A 股上市公司2010—2018 年數(shù)據(jù)作為研究樣本，企業(yè)數(shù)據(jù)來自wind 數(shù)據(jù)庫。根據(jù)以往文獻(xiàn)的經(jīng)驗，我們對樣本原始數(shù)據(jù)進(jìn)行如下處理：剔除金融類、ST 和PT 類上市公司樣本；剔除重組類型為資產(chǎn)剝離、債務(wù)重組、資產(chǎn)置換、股份回購以及關(guān)聯(lián)方之間并購的樣本；剔除并購金額過?。ń灰最~1000 萬元以下）的樣本。經(jīng)過處理之后，得到8132 個觀測值，為了避免極端數(shù)據(jù)對研究結(jié)果的干擾，對主要數(shù)據(jù)進(jìn)行1%的縮尾處理。

(二)變量建立與定義

變量構(gòu)建主要分成三個方面，一是企業(yè)發(fā)生并購的概率的被解釋變量；二是同行業(yè)發(fā)生并購的頻率變量；三是主要控制變量。

對于第一個方面的被解釋變量，我們選取企業(yè)是否發(fā)生并購這個虛擬變量來代表并購概率，如果企業(yè)在一段時間內(nèi)發(fā)生并購，則賦值為1，未發(fā)生并購則賦值為0。對于第二方面解釋變量，我們以行業(yè)內(nèi)企業(yè)并購頻率來表示，指除了被觀察企業(yè)外行業(yè)內(nèi)其他企業(yè)在一定時期內(nèi)發(fā)生并購的平均次數(shù)。而對于本文的主要控制變量，用凈資產(chǎn)收益率和企業(yè)規(guī)模來控制企業(yè)的實(shí)力，用托賓Q來控制企業(yè)并購的動機(jī)。企業(yè)所處行業(yè)為虛擬變量，當(dāng)企業(yè)為傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)賦值為1，為新興產(chǎn)業(yè)則為0。企業(yè)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)也為虛擬變量，國有企業(yè)賦值為1，民營企業(yè)賦值為0。高管聯(lián)結(jié)程度同樣為虛擬變量，當(dāng)企業(yè)高管在同行業(yè)兩家及以上企業(yè)任職，則認(rèn)為高管聯(lián)結(jié)程度高，賦值為1，否則為0。

(三)模型與方法

根據(jù)前文變量的建立情況，選取二元Logistic 回歸模型，構(gòu)建的基礎(chǔ)模型如下：

其中：MAx,i,t代表被解釋變量，反映企業(yè)并購的概率；PEERx,i,t-1為主要解釋變量，反映行業(yè)內(nèi)企業(yè)并購頻率；Xx,i,t-1為一組控制變量；εi,t為誤差項；α0、α1、λk分別為變量系數(shù)。運(yùn)用SPSS16.0 軟件對搜集的各變量數(shù)據(jù)進(jìn)行統(tǒng)計分析，變量的最大值、最小值、均值、標(biāo)準(zhǔn)差的統(tǒng)計性描述及相關(guān)行分別見表1 和表2。

為了解各變量之間的相關(guān)情況，表2 報告了主要變量的Pearson 相關(guān)性統(tǒng)計結(jié)果。從相關(guān)性結(jié)果來看，所有變量都與企業(yè)并購相率相關(guān)，表明所選變量有一定合理性，同時各控制變量間雖然也存在相關(guān)性，但相關(guān)系數(shù)較小，多重共線性并不嚴(yán)重。主要解釋變量同行并購頻率對被解釋變量并購概率的相關(guān)系數(shù)為0.217，且在5%水平上顯著，初步證明了同行效應(yīng)存在于企業(yè)并購行為當(dāng)中。

表1 模型中各變量定義及統(tǒng)計性描述

表2 Pearson 相關(guān)性檢驗

三、實(shí)證分析

(一)上市公司并購決策存在同伴效應(yīng)的研究分析

基于第二節(jié)構(gòu)建的多元線性回歸模型和筆者采集到的數(shù)據(jù)，借助SPSS16.0 軟件對前文作出的4 個假設(shè)進(jìn)行回歸估計，H1 的回歸結(jié)果見表3。

表3 報告了上市公司并購決策的同伴效應(yīng)情況，包括一個基礎(chǔ)模型和三個擴(kuò)展模型。其中，模型1 是不含控制變量的回歸結(jié)果，模型2 是在模型1 基礎(chǔ)上加入控制變量，模型3 和模型4 是逐步去除模型2 中不顯著的變量后的回歸結(jié)果。4 個模型都通過了Hosmer/Lemeshow 檢驗，模型結(jié)果可靠。從模型1 的結(jié)果可知，在不加入控制變量的情況下，同行并購頻率單獨(dú)對企業(yè)并購概率產(chǎn)生顯著正向影響，存在同伴效應(yīng)。在模型2 中加入控制變量后，主要解釋變量的正向效應(yīng)依然存在，除了托賓Q和公司規(guī)模兩個控制變量不顯著外，其余控制變量均在5%水平以上顯著，其中股權(quán)性質(zhì)的作用為負(fù)。在模型3 和模型4 中逐步將不顯著的托賓Q和公司規(guī)模去掉，發(fā)現(xiàn)模型中其余各變量均顯著，且回歸系數(shù)和作用方向均未發(fā)生實(shí)質(zhì)性改變，因此模型的穩(wěn)健性良好。通過基礎(chǔ)檢驗，我們可以得出結(jié)論：H1 上市企業(yè)的并購行為會受到同行業(yè)其他企業(yè)（同伴）并購行為的影響，即并購決策存在明顯的正向同伴效應(yīng)成立。

(二)不同行業(yè)企業(yè)并購決策同伴效應(yīng)異質(zhì)性分析

表4 顯示了以制造業(yè)為代表的傳統(tǒng)行業(yè)中企業(yè)并購決策的同伴效應(yīng)。模型1 是不含控制變量的回歸結(jié)果，模型2 是在模型1 基礎(chǔ)上加入控制變量，模型3 和模型4 是逐步去除模型2 中不顯著的變量后的回歸結(jié)果。4 個模型都通過了Hosmer/Lemeshow 檢驗，模型結(jié)果可靠。從模型1 的結(jié)果可知，在不加入控制變量的情況下，制造業(yè)同行并購頻率對企業(yè)并購概率產(chǎn)生顯著正向影響，影響系數(shù)為0.705，存在同伴效應(yīng)。在模型2 中加入控制變量后，收益率作用效果不顯著，托賓Q在10%水平顯著，其余變量穩(wěn)健性較好。在模型3中去掉不顯著的收益率，模型4 中去掉收益率和托賓Q，回歸結(jié)果顯示制造業(yè)企業(yè)并購決策中存在同伴效應(yīng)，且這種效應(yīng)是穩(wěn)健的。

表5 顯示了以信息傳輸、軟件和信息技術(shù)服務(wù)業(yè)為代表的新興行業(yè)企業(yè)并購?fù)樾?yīng)情況。模型1 是不含控制變量的回歸結(jié)果，模型2 是在模型1 基礎(chǔ)上加入控制變量，模型3 和模型4 是逐步去除模型2 中不顯著的變量后的回歸結(jié)果。4 個模型都通過了Hosmer/Lemeshow 檢驗，模型結(jié)果可靠。從模型1 的結(jié)果可知，在不加入控制變量的情況下，信息傳輸、軟件和信息技術(shù)服務(wù)企業(yè)同行并購頻率對企業(yè)并購概率產(chǎn)生顯著正向影響，影響系數(shù)為0.312，存在同伴效應(yīng)，但影響小于制造業(yè)，說明在新興行業(yè)中也存在企業(yè)并購的同行效應(yīng)，只是效應(yīng)較小。在模型2 中加入控制變量后，收益率和股權(quán)性質(zhì)不顯著，其余變量穩(wěn)健性較好。在模型3中去掉不顯著的收益率，模型4 中同時去掉收益率和股權(quán)性質(zhì)，回歸結(jié)果顯示信息傳輸、軟件和信息技術(shù)服務(wù)企業(yè)并購決策中存在同伴效應(yīng)，且這種效應(yīng)是穩(wěn)健的。因此，H2 上市企業(yè)并購行為的同伴效應(yīng)受行業(yè)影響而不同，即不同行業(yè)間企業(yè)并購的同伴效應(yīng)存在異質(zhì)性，傳統(tǒng)行業(yè)的并購?fù)樾?yīng)強(qiáng)于新興產(chǎn)業(yè)成立。

表3 基礎(chǔ)模型回歸結(jié)果

表4 分行業(yè)回歸結(jié)果（傳統(tǒng)行業(yè)）

表5 分行業(yè)回歸結(jié)果（新興行業(yè)）

(三)不同權(quán)屬性質(zhì)企業(yè)并購決策同伴效應(yīng)異質(zhì)性分析

表6 為國有企業(yè)并購的同伴效應(yīng)情況。模型1 是不含控制變量的回歸結(jié)果，模型2 是在模型1 基礎(chǔ)上加入控制變量，模型3 和模型4 是逐步去除模型2 中不顯著的變量后的回歸結(jié)果。四個模型都通過了Hosmer/Lemeshow 檢驗，模型結(jié)果可靠。從模型1 的結(jié)果可知，在不加入控制變量的情況下，國有企業(yè)同行并購頻率對企業(yè)并購概率產(chǎn)生顯著正向影響，影響系數(shù)為0.913，但同行業(yè)內(nèi)的民營企業(yè)并購并不會對國有企業(yè)產(chǎn)生同伴效應(yīng)，即同伴效應(yīng)在不同權(quán)屬企業(yè)之間不具有傳遞性。在模型2 中加入控制變量后，主要解釋變量參數(shù)及符號均為發(fā)生顯著變化，而控制變量中的收益率和所處行業(yè)不顯著，其余變量穩(wěn)健性較好。在模型3 中去掉不顯著的收益率，模型4 中同時去掉收益率和所處行業(yè)，回歸結(jié)果顯示同伴效應(yīng)穩(wěn)健。

表7 為民營企業(yè)并購的同伴效應(yīng)情況。模型1 是不含控制變量的回歸結(jié)果，模型2 是在模型1 基礎(chǔ)上加入控制變量，模型3 和模型4 是逐步去除模型2 中不顯著的變量后的回歸結(jié)果。4 個模型都通過了Hosmer/Lemeshow 檢驗，模型結(jié)果可靠。從模型1 的結(jié)果可知，在不加入控制變量的情況下，民營企業(yè)同行并購頻率對企業(yè)并購概率產(chǎn)生顯著正向影響，影響系數(shù)為1.013，但同行業(yè)內(nèi)的國有企業(yè)并購并不會對國有企業(yè)產(chǎn)生同伴效應(yīng)，且民營企業(yè)之間的并購?fù)樾?yīng)要強(qiáng)于國有企業(yè)，說明民營企業(yè)的并購決策更容易受到同伴影響。即H3上市企業(yè)并購行為的同伴效應(yīng)受權(quán)屬性質(zhì)影響而不同，即不同權(quán)屬間企業(yè)并購的同伴效應(yīng)存在異質(zhì)性，民營企業(yè)的并購?fù)樾?yīng)強(qiáng)于國有企業(yè)成立。同樣，在模型2中加入控制變量后，主要解釋變量參數(shù)及符號均未發(fā)生顯著變化，而控制變量中的收益率和托賓Q不顯著，其余變量穩(wěn)健性較好。在模型3 中去掉不顯著的收益率，模型4 中同時去掉收益率和托賓Q，回歸結(jié)果顯示同伴效應(yīng)穩(wěn)健。

表6 分權(quán)屬性質(zhì)回歸結(jié)果（國有企業(yè)）

(四)不同高管聯(lián)結(jié)程度企業(yè)并購決策同伴效應(yīng)異質(zhì)性分析

由于高管對公司并購決策的重大影響，為了分析高管之間聯(lián)結(jié)程度對企業(yè)并購?fù)樾?yīng)的不同作用，本文根據(jù)高管聯(lián)結(jié)程度按高管是否在兩家及兩家以上同行企業(yè)擔(dān)任決策人員，將樣本分為高聯(lián)結(jié)程度組和低聯(lián)結(jié)程度組分別進(jìn)行回歸分析。結(jié)果見表8 和表9。

表8 顯示了高管聯(lián)結(jié)程度高的情形下企業(yè)并購的同伴效應(yīng)，表9 顯示了高管聯(lián)結(jié)程度低的情形下企業(yè)并購的同伴效應(yīng)。模型1 是不含控制變量的回歸結(jié)果，模型2是在模型1 基礎(chǔ)上加入控制變量，模型3 和模型4 是逐步去除模型2 中不顯著的變量后的回歸結(jié)果。四個模型都通過了Hosmer/Lemeshow 檢驗，模型結(jié)果可靠。從模型1的結(jié)果可知，在不加入控制變量的情況下，高聯(lián)結(jié)程度企業(yè)的同行并購頻率對企業(yè)并購概率產(chǎn)生顯著正向影響，影響系數(shù)為0.714，同伴效應(yīng)顯著。低聯(lián)結(jié)程度企業(yè)的同行并購頻率對企業(yè)并購概率也會產(chǎn)生顯著正向影響，但影響系數(shù)明顯低于高聯(lián)結(jié)程度。同樣，在模型2中加入控制變量后，主要解釋變量參數(shù)及符號均未發(fā)生顯著變化，而控制變量中的收益率和托賓Q不顯著，其余變量穩(wěn)健性較好。在模型3 中去掉不顯著的收益率，模型4 中同時去掉收益率和托賓Q，回歸結(jié)果顯示同伴效應(yīng)穩(wěn)健。

表7 分權(quán)屬性質(zhì)回歸結(jié)果（民營企業(yè)）

通過比較兩組實(shí)證分析的結(jié)果可以得出，H4 上市企業(yè)并購行為的同伴效應(yīng)受企業(yè)間高管聯(lián)結(jié)程度影響而不同，即不同聯(lián)結(jié)程度企業(yè)并購的同伴效應(yīng)存在異質(zhì)性，高管聯(lián)結(jié)程度越高的企業(yè)并購?fù)樾?yīng)越強(qiáng)成立。

四、結(jié)論及啟示

本文從非理性行為視角出發(fā)，采集2010—2018 年間A 股市場中重大資產(chǎn)并購重組數(shù)據(jù)作為研究樣本，分析同行并購決策中存在的同伴效應(yīng)，并通過對不同行業(yè)、不同權(quán)屬性質(zhì)、不同決策層等分樣本進(jìn)行異質(zhì)性分析來深入挖掘形成同伴效應(yīng)的內(nèi)在機(jī)制。通過實(shí)證分析，得出以下結(jié)論。

（1）上市企業(yè)的并購行為會受到同行業(yè)其他企業(yè)（同伴）并購行為的影響，即并購決策存在明顯的正向同伴效應(yīng)。

（2）就不同行業(yè)而言，信息傳輸、軟件和信息技術(shù)服務(wù)等新興行業(yè)的企業(yè)同行并購頻率對企業(yè)并購概率產(chǎn)生的影響小于制造業(yè)等傳統(tǒng)行業(yè)，上市企業(yè)并購行為的同伴效應(yīng)受行業(yè)影響而不同。

（3）就企業(yè)權(quán)屬而言，民營企業(yè)之間的并購?fù)樾?yīng)要強(qiáng)于國有企業(yè)，說明民營企業(yè)的并購決策更容易受到同伴影響，但同伴效應(yīng)在不同權(quán)屬企業(yè)之間不具有傳遞性。

（4）高管之間聯(lián)結(jié)程度也對企業(yè)并購?fù)樾?yīng)產(chǎn)生影響，高聯(lián)結(jié)程度企業(yè)的同行并購頻率對企業(yè)并購概率產(chǎn)生的影響大于低聯(lián)結(jié)程度企業(yè)。根據(jù)以上研究結(jié)論，建議加強(qiáng)對民營企業(yè)、傳統(tǒng)行業(yè)、高管高聯(lián)結(jié)企業(yè)并購非理性行為的監(jiān)管，以盡可能避免由于企業(yè)盲目跟風(fēng)所帶來企業(yè)績效受損的情況發(fā)生。

表8 分聯(lián)結(jié)程度回歸結(jié)果（聯(lián)結(jié)程度高）

表9 分聯(lián)結(jié)程度回歸結(jié)果（聯(lián)結(jié)程度低）