企业经营风险对并购行为的影响和机制

■朱冠平，扈文秀，车闪闪

一、引言

并购作为企业在资本市场中加强资源整合的重要手段，是企业通过资源配置实现核心竞争力的重要战略选择，对促进企业生存发展和国家稳定具有重要的作用。但由于代理问题，信息不对称和管理者行为偏差常常导致无效率的次优资源配置（崔志霞和臧秀清，2017）。有效的并购行为不仅能够使企业的竞争力、生产成本和交易费用等方面得到积极改善，发挥规模经济、范围经济和财务避税等协同效应，而且还能有助于国家调整产业结构，转变经济增长方式，稳定就业和扩大国际市场影响力（朱冠平等，2019）。据国泰安数据显示，过去5年我国上市公司平均发生并购次数为2.96次，较前一个5 年2.45 次，同比增长20.81%。在发生并购的上市公司中，过去5 年每100 家上市公司中约有70 家上市公司发生了并购，较前一个5 年59 家，同比增长18.64%。

目前，我国经济正进入经济转型关键阶段，企业经营面临着诸多不确定性。从国内层面看，持续的经济下行，消费增速放缓和融资难融资贵等问题给企业经营带来的困扰日益凸显。为推动经济快速转型升级，地方政府频繁调整和出台一系列经济政策和财税政策，导致企业很难及时准确地了解经济政策和财税政策的意图。部分地方政府受限于财政资金约束，更是出现对经济等政策优惠无法兑现或延期支付的情形，这导致企业经营环境不确定性增加。从国际层面看，近年来，国际环境复杂多变，全球经济增速放缓，单边主义和保护主义加剧以及贸易摩擦持续升级等，尤其是2016年后中美贸易争端引起的关税壁垒、技术壁垒和国外需求波动，更是给我国的企业生产、销售和出口带来了极大的经营不确定性（黄鹏等，2018）。

代理理论认为，在信息不对称和缺乏约束机制时，管理者为了获取更多私人收益，经常会投资于净现值为负的投资项目，在高度不确定情形时更易出现上述行为，这主要是因为管理者可以将投资失败归因于外部经营环境，而非个人能力因素（Yaghoubi et al.，2016）。折射出一个值得思考的问题，即在当前复杂和动态的经济环境下，企业经营风险，这个带有不确定性的因素，是否真会促进并购行为的发起？如果是，又是通过何种机制产生影响？对于这些问题的回答，不仅有助于企业了解经营风险对并购行为的经济后果，而且能够为政府推出“优化营商环境、振兴实体经济和走向国际市场”等重大经济政策提供强有力的理论支撑。

二、理论分析与假设提出

目前，国内外对企业并购行为的研究文献较多，但是鲜有文献涉及企业经营风险对并购行为的影响，笔者将着重从企业经营风险和并购行为两个方面分别进行梳理，以期挖掘出两者间的影响关系。近年来，企业面临的经营风险越来越复杂，不仅有来自国内和国际复杂经营环境所引起的经营风险，更有来自企业内部管理者代理和公司治理不足所衍生的道德经营风险。当企业经营风险较大时，在信息不对称和缺乏约束机制时，管理者为了获取更多私人收益，经常会作出过度投资等非效率投资决策。在环境不确定情形时，更是如此，这主要在于管理者可以将投资失败归因于外部环境，而非个人能力因素（Yaghoubi et al.，2016）。并购作为投资中的一种，企业经营风险可能也会促进并购行为的发生。当企业经营风险较大时，企业的经营业绩和财务弹性不确定程度增大，这将导致企业发生财务危机和被清算并购的概率增大，囿于高管的人力资本专用性、解雇后高额的转换成本以及被炒后声誉的下降等因素，在高度经营风险环境下，高管可能会减少过度投资等非效率投资行为。这表明企业经营风险可能会抑制并购行为的发生（Kumar& Langberg，2009；Choi & Jeon，2011；Azhar et al.，2019）。此外，Bonaime et al.（2018）认为企业面对的不确定性信息越多，诸如经济政策、财税政策和货币政策等的不确定，企业实施并购的倾向越低。但Duchin&Schmidt（2008）却认为外部环境的不确定性有助于推动并购浪潮的发生，意味着企业经营风险也可能增加并购行为。

以上研究文献表明企业经营风险对并购行为的影响，既有可能是正向关系，也有可能是负向关系，更有可能两者结合，存在非线性关系。根据已有文献，企业经营风险可能会通过三个渠道影响并购行为。

首先，从代理行为层面看，当企业经营风险较低时，为了追求更好的未来发展、更多的荣誉和更高的权力，管理者的代理行为倾向表现得较低，会减少眼前的在职消费等自利行为，更多地采取扩大企业规模的战略。而随着企业经营风险增大，囿于企业破产风险的增加、被炒后声誉的下降以及解雇后高额的转换成本等因素，管理者的代理行为将变得更高，因而会降低并购行为，反而会更多追求眼前的在职消费等自利行为（Garfinkel &Hankins，2010；侯巧铭等，2017）。其次，从管理者短视层面看，当企业经营风险较低时，管理者短视较低，这有助于管理者发起资产收购、吸收合并和股权转让等长期投资。而在企业经营风险较高时，管理者短视变得较大，将促使管理者增加对交易性金融资产等短期投资的持有和减少长期股权投资（刘端和陈收，2006；Sindhu，2014），从而抑制了并购行为。最后，从融资约束层面看，当企业经营风险较低时，企业获得的自发融资、商业信用融资和银行等金融机构的支持较多，融资成本较低，有助于企业实施并购行为，而经营风险高的企业通常处于商业信用短缺状态，不仅企业信用融资较低，来自于银行等金融机构贷款融资也将面临较高的融资成本，这制约了企业资金获取，抑制了企业并购行为（Almeida & Campello，2007；王竹泉等，2017）。

综上所述，笔者认为企业经营风险对并购行为的影响是倒U 型关系，在低经营风险区域，管理者将倾向于发起并购行为，而在高经营风险区域时，管理者将倾向于减少并购行为。因此，提出研究假设：

H1：企业经营风险与并购行为存在显著倒U型关系

三、样本选取和研究设计

（一）样本选取

以2014—2018 年沪深A 股上市公司为研究样本。因为国务院在2014年初颁发了《关于进一步优化企业兼并重组市场环境的意见》（国发〔2014〕14号）的指导政策，为避免并购政策的影响，所以剔除了2014 年前的数据。对期间样本数据也进行如下筛选：剔除金融和保险类上市公司；剔除ST 类的上市公司；剔除并购交易失败的数据；剔除重组类型为资产剥离、资产置换、债务重组和股份回购的上市公司；剔除数据缺失的上市公司。经过上述筛选和处理，最终获得13848个观察数据。同时，为避免极端值的影响，对连续变量两端进行1%的缩尾处理。数据来源于国泰安数据库。

（二）研究设计

为检验企业经营风险对并购行为的影响，同时，考虑到可能存在的反向因果关系，构建如下4个待检验模型：

其中，YON 为并购倾向，如果当年发生了并购行为，则取1，否则0，采用逻辑模型进行估计。FRE为并购次数，是指企业当年发生的并购总数，由于变量为非负整数，采用泊松模型进行估计（孟庆斌等，2018）。Risk 为企业经营风险指数，而Risk2 则为企业经营风险指数平方项。借鉴李建军和韩珣（2019）的做法，经营风险指数=3.3×息税前利润/总资产+1.4×留存收益/总资产+1.2×营运资产/总资产+0.6×股票总市值/负债账面价值+0.999×销售收入/总资产。需要说明的是，该经营风险指数是反向指标，若经营风险指数越大，则表明企业经营风险越小。相反，当经营风险指数越小时，则表明企业经营风险越大。TQ、MSH、Nature、IDR、CR 和Balance为控制变量，Year 和Industry 为时间效应和行业效应。βi为待估系数，p为滞后期数，而ε为残差。详细变量解释见表1。

表1 变量定义和计算

四、实证结果分析

（一）描述性统计和相关性分析

描述性统计结果显示，企业并购倾向均值为0.711，表明我国上市公司在过去5 年间每100 家中有约71 家发生了并购行为，而并购次数均值为2.96，表明所选样本的上市公司平均每年约发生3次并购行为。企业经营风险指数均值为6.434，最小值为0.738，最大值为44.99，表明我国上市公司总体上处在较高的风险水平上且公司间相差较大。相关系数结果显示，企业经营风险指数与并购倾向和并购次数的相关系数分别为-0.012 和-0.022，前者在10%下不显著，后者在5%下显著，初步表明企业经营风险指数与并购行为存在负相关关系，但更为充分的证据需要多元回归分析得出。

（二）主回归分析

为检验企业经营风险与并购行为的关系，对其进行逻辑和泊松多元回归，结果见表2。其中，第2—4列为并购倾向，而第5—7列为并购次数。由第2—4 列结果显示经营风险指数平方项的系数分别为0.0011、0.0007 和0.0059，且分别在1%、1%和5%水平下显著，表明不存在反向因果关系，经营风险指数与并购倾向具有显著的U 型关系，由经营风险指数与经营风险大小反向关系可知，企业经营风险与并购倾向呈现倒U 型关系。第5—7 列结果显示经营风险指数平方项的系数分别为0.0005、0.0002和0.0004，且分别在1%、10%和1%水平下显著，这表明在排除反向因果关系后，企业经营风险指数与并购次数具有显著的U型关系。同样，由反向关系可知，企业经营风险与并购次数呈现倒U 型关系。综上表明，企业经营风险与并购行为呈现倒U型关系，在倒U型的左边，企业经营风险有助于并购行为，而在倒U型的右边，企业经营风险会抑制并购行为。

表2 主回归结果

（三）稳健性检验

前文主回归结果显示，企业经营风险与并购倾向和并购次数呈现倒U 型关系。为检验其稳健性，做了如下稳健性测试：一是重构变量检验。为避免关联交易和重大资产重组交易可能影响结果，进一步将并购行为中关联交易和重大资产并购剔除。二是固定效应检验。借鉴朱冠平等（2019）的做法，为避免企业并购可能因创始人理念、企业文化以及高管偏好等不同导致企业异质性，排除公司层面的因素，选取2014—2018 年间的面板数据进行回归。三是改变测量模型。借鉴孟庆斌等（2018）的做法，将并购倾向采用Probit 回归，而并购次数采用负二项回归，重新回归。四是删减样本期间检验。为避免选取的样本数据存在时间偏好，剔除2015年前的数据后对样本进行再次检验。结果均表明企业经营风险与并购行为呈倒U 型关系。限于篇幅，稳健性结果留存备索。

五、传导机制检验

（一）从代理行为角度分析企业经营风险与并购行为的关系

代理行为是指在逐利本性的驱使下，管理者往往会偏好于自身利益最大化而非企业价值最大化的投资项目。该行为不是静止不变的，而是随企业状态动态变化，在不同的企业状态下会表现出不同的投资行为（高明华和谭玥宁，2014）。当企业经营风险较低时，为了追求更好的职业发展、更多的未来消费和更高的权威荣誉，管理者可能倾向于表现出低代理行为，会减少眼前的在职消费等自利行为，更多地采取扩大企业规模的并购行为。而随着企业经营风险增大，囿于被炒后声誉的下降、解雇后高额的转换成本以及自由现金不足等因素的影响下，管理者的代理行为将可能变得更高，会减少扩大企业规模的并购行为，反而会追求眼前的在职消费等自利行为（Garfinkel&Hankins，2011；侯巧铭等，2017）。因此，企业经营风险与并购行为的倒U型关系可能是先通过影响管理者代理行为，进而影响并购行为。为检验这一传导作用，借鉴董保宝（2014）的做法，构建如下传导计量模型：

其中，MAB 为并购行为，分为并购倾向和并购次数。MF为管理者代理行为，借鉴侯巧铭等（2017）的做法，以管理费用率作为管理者代理行为的代理指标。CV 为一系列的控制变量的缩写。βi，αi和θi为待估系数。其余变量解释同上文。如果代理行为在企业经营风险影响并购行为中具有传导功能，则满足β2，α2和θ3均显著，而θ2的显著性则控制着是部分传导效应还是完全传导效应（董保宝，2014）。

表3报告了代理行为的传导检验结果。表3第2—3 列结果显示企业经营风险指数平方项与并购倾向和并购次数的系数分别为0.0011 和0.0005，且在1%水平下显著，这支持了模型（5）中β2的显著。表3 第4 列结果显示，企业经营风险指数平方项与代理行为的系数为-0.0021，且在5%水平下显著，这说明企业经营风险的确会影响企业的管理者代理行为，这支持了模型（6）中α2的显著。进一步观察表3 的第5—6 列，结果显示代理行为与并购倾向和并购次数的系数分别为-0.0048 和-0.0050，且分别在10%和1%水平下显著，这支持了模型（7）中θ3的显著。β2、α2和θ3的显著表明管理者代理行为在企业经营风险影响并购行为中扮演着传导作用。进一步观察第5—6列θ2的显著性，系数分别为0.0013和0.0006，也在1%水平下显著，表明代理行为在企业经营风险影响并购行为中扮演的是部分传导作用。

表3 代理行为的传导检验结果

（二）从管理者短视角度分析企业经营风险与并购行为的关系

管理者短视是指相较于长期投资项目，管理者更偏好短期投资项目。已有研究发现具有管理者短视的企业往往伴随着较高的财务杠杆以及较低的员工和客户满意度，这将增加企业的融资成本和对外扩张战略的阻力。相反，管理者短视较小的企业往往伴随着较低的财务杠杆以及较好的员工和客户满意度，这将有助于降低融资成本和对外扩张（Laverty，2004）。当企业经营风险较低时，在未来职业发展和权力地位荣誉等驱动下，管理者可能会减少短视行为，增加资产收购、吸收合并和股权转让等长期投资行为。而在企业经营风险较高时，在业绩考核的压力和股权激励的诱惑下，管理者可能会增加短视行为，增加对短期金融资产的持有和减少长期投资（Almeida&Campello，2007）。为检验管理者短视是否在企业经营风险影响并购行为中扮演传导作用，借鉴董保宝（2014）的做法，构建如下传导计量模型：

其中，MM 为管理者短视，借鉴刘端和陈收（2006）的做法，以股票换手率作为管理者短视代理指标。股票换手率越高，说明股东出于投机而进行了频繁的股票交易，表明管理者短视越大，反之，则表明管理者短视越小。其余变量解释同上文。

表4 报告了管理者短视的传导检验结果。表4第4 列结果显示，企业经营风险指数平方项的系数为-0.0034，且在1%水平下显著，表明企业经营风险会影响企业的管理者短视，这支持了模型（8）中α2的显著。进一步观察表4的第5—6列，结果显示管理者短视与并购倾向和并购次数的系数分别为-0.0624和-0.0353，且均在1%水平下显著，这支持了模型（9）中θ3的显著。以上表明，管理者短视在企业经营风险影响并购行为中扮演着传导作用。进一步观察第5—6列θ2的显著性，系数分别为0.0011和0.0005，也在1%水平下显著，表明管理者短视在企业经营风险影响并购行为中扮演的是部分传导作用。

表4 管理者短视的传导检验结果

（三）从融资约束角度分析企业经营风险与并购行为的关系

自由现金流假说认为，当企业面临的融资约束较低（高现金持有）时，管理者为了获得更多的在职消费和权力地位，更倾向于发起并购行为而不是支付现金股利（蒋弘和刘星，2020）。当企业的经营风险较低时，企业获得的自发融资、商业信用融资和银行等金融机构的支持较多，融资成本较低，这为企业奠定了资金基础，有助于发起并购行为。经营风险较高的企业通常处于商业信用短缺状态，不仅企业信用融资将降低，来自于银行等金融机构贷款融资也将面临较高的融资成本，这制约了企业资金获取，抑制并购行为（Almeida & Campello，2007；王竹泉等，2017）。此外，当企业经营风险较低时，其应收账款率也较高，应收账款率的增加，缓解了融资约束，有助于企业发起并购。随着企业经营风险的加剧，应收账款率会减少，这将增加融资约束，进而抑制企业对外扩张（江静，2014）。为检验融资约束是否在企业经营风险影响并购行为中扮演传导作用，借鉴董保宝（2014）的做法，构建如下传导计量模型：

其中，FC为融资约束，借鉴江静（2014）的做法，以企业应收账款率作为融资约束代理指标。该值越高，则表明融资约束越低，反之，则表明融资约束越大。其余变量解释同上文。

表5 融资约束的传导检验结果

表5报告了融资约束的传导检验结果。表5第4 列结果显示，企业经营风险指数平方项的系数为0.0202，在1%水平下显著，这说明企业经营风险会影响企业融资约束，这支持了模型（10）中α2的显著。进一步观察表5的第5—6列，结果显示融资约束与并购倾向和并购次数的系数分别为0.0053 和0.0021，且均在1%水平下显著，支持了模型（11）中θ3的显著。以上表明，融资约束在企业经营风险影响并购行为中扮演着传导作用。进一步观察第5—6列θ2的显著性，系数分别为0.0012 和0.0006，也在1%水平下显著，表明融资约束在企业经营风险影响并购行为中扮演的是部分传导作用。

六、结论与启示

笔者以沪深A 股上市公司为研究样本，运用Logit—Poisson 模型分析了企业经营风险与并购行为的影响关系。研究发现：企业经营风险指数与并购倾向和并购次数具有显著的U 型关系，表明企业经营风险与并购行为呈现倒U型关系。进一步研究表明，企业经营风险主要是通过影响代理行为、管理者短视和融资约束来促进或抑制并购行为。

根据上述研究结论，得到如下启示：第一，企业经营风险对并购行为有最优值。较低和较高的经营风险都不利于并购行为，该结论支持了企业在追求最优并购行为时需要风险平衡规划，适度的经营风险并不会制约并购行为，反而有助于激活创新思维和发挥鲶鱼效应，进而拓展企业规模。第二，企业经营风险对并购行为的影响存在中介变量。文中路径检验中介传导表明企业经营风险是通过影响代理行为、管理者短视和融资约束进而影响并购行为，这说明企业在追求最优并购行为时，不仅可以通过权衡经营风险来达到，还可以通过调节传导变量代理行为、管理者短视和融资约束能力来实现。第三，在当前国内外经济环境复杂多变的情形下，企业面临的经营风险增加，这对企业并购行为极其不利，为充分发挥并购的规模经济和协同效应，政府应进一步深化经济体制改革，通过改善营商环境等措施来降低企业经营风险，为企业实施最优并购行为和走向国际市场创造条件。