面对近年来投资与产能的双重过剩及其巨大的外汇储备，我国企业纷纷将发展的目光投向了海外市场.在频频出台的兼并重组的利好政策和全球经济逐渐回暖的刺激下，跨国并购事件风生水起.基于“理性经济人”假设，传统经济学理论提出，企业并购决策是由高管理性做出的.但越来越多的并购实践使人们逐渐意识到该假设的局限性.于是，学者们采用更加符合现实的高管非理性假说，分析和解释企业高管的并购决策行为.研究表明，与普通大众相比，企业高管更倾向于过度自信^[1].自Roll于1986年提出的“自大假说”对高管过度自信与企业并购绩效进行了开创性的研究^[2]后，涌现了大量的相关研究成果 ^{[3, 4]}.然而，这些研究成果不但研究结论不尽相同，而且研究对象也较为泛泛.基于此，本文将研究重点聚焦在高管过度自信对跨国并购绩效的影响上，依据前人的研究成果，构建研究假设和模型，并运用我国沪深两市2008~2010年间发生过跨国并购的上市公司数据对其进行验证，以对后金融危机时期我国企业实施的跨国并购行为形成客观且清晰的认识，为未来企业高管做出跨国并购决策提供有益的参考.

学者们普遍认为，高管不是指企业某个领导人或首席执行官(CEO)，而是整个高管团队.但究竟何谓高管团队尚未达成共识.基于我国国情和数据可得性的考虑，本文将高管团队界定为公司财务年报中披露的所有董事、监事和高层管理人员^[5]，简称为“高管”.

研究发现，随着人们在执行任务中重要性的不断增强，往往会不自觉地高估自己完成任务的能力和水平，甚至是未来收益，这即是过度自信的心理倾向^[6].一些学者试着从社会心理学的角度界定过度自信，认为过度自信就是人们给予自己所掌握的信息比实际值更大的权重，并提出过度自信主要表现在过高估计的认知偏差和过高定位倾向两个方面^[7].可见，过度自信是一种心理偏差，是人们受自身信念、意志力、认知水平和情绪等的影响而高估自身获取信息的准确性、获得成功的概率和自己完成任务能力的心理倾向.基于此，本文将高管过度自信界定为：企业高管在进行诸如并购等战略决策时，因受自身信念、意志力以及以往决策成功的经历等的影响，而过高估计自身掌握信息的准确性、经营管理能力和水平以及未来收益的心理倾向，体现为一种非理性的心理或行为表现.

高管过度自信是一个非量化的心理特征指标，如何准确地衡量高管过度自信成为学者们研究和探讨的焦点和难点.时至今日，学者们已先后开发出许多方法，如相对薪酬法、盈余预测法、高管持股变动法等.相对薪酬法是Hambrick等使用的方法.他们认为，与其他管理者相比，CEO往往会取得较高的薪酬，以体现其较为重要的地位和较强的控制能力，这样会使其更容易产生“控制幻觉”的心理偏差，进而导致过度自信^[8].盈余预测法是Lin等提出的.他们将年度盈余预测值高于实际盈余水平的企业判定为高管过度自信的企业^[9].高管持股变动法由Jennifer Carpenter首先提出，后由Malmentdier和Tate等进一步完善.他们发现，为促进CEO努力工作，许多企业会给予CEO一定的股票期权.为获得较高的利益，理性的CEO通常会选择在股票价格较高时行使股票期权.倘若CEO在股价处于高位时，依然不行使股票期权，甚至还增持股票，则可断定该CEO对企业发展有乐观估计，因而属于过度自信的CEO^[10].相比而言，高管持股变动法在企业未来发展和个人经营管理能力的信心方面更有说服力，也更适合于我国国情.本文将那些在公司股票不如大盘股表现时，依然选择继续持有甚至增持本公司股票的企业高管判定为过度自信的高管.

跨国并购通常是涉及两个或两个以上国家的企业兼并和收购.据我国国情和相关法律，本文将跨国并购界定为：依法在我国内地注册且已在沪深两市成功上市的公司因开辟海外市场、获得他国先进技术等原因，通过本公司或其海外子公司以现金、股票或债券等形式，购买他国目标企业(在中国内地以外的地方注册成立的公司)全部或部分但不低于10 % 的股权或重要资产的行为.

跨国并购绩效通常包括交易绩效和经营绩效两部分.交易绩效是交易发生时的市场效应给交易双方带来的绩效影响，侧重于考察并购的短期效应；经营绩效是并购活动对实施并购行为的企业日常经营绩效的影响^[11]，侧重于考察并购的长期效应.从理论上讲，成功的跨国并购战略应同时关注交易绩效和经营绩效.然而，研究表明，高管过度自信一般表现为：过度相信自己挖掘并购后协同效应进而为企业创造财富的能力和过度相信自己管理公司的能力^[10].这就意味着高管的过度自信在跨国并购后的经营绩效中更能得到体现.因此，本文将跨国并购绩效界定为跨国并购的经营绩效.

常用的测量跨国并购绩效的方法主要有事件研究法^[12]和财务绩效法.事件研究法有两个假设：一是在研究的窗口期内仅发生了本事件，或即使发生了其他事件也不会对股票价格产生较为显著的影响；二是本事件产生的影响可以通过超常收益率衡量.该方法的具体操作流程如下：首先确定并购宣告日为“事件窗”，以事件窗为中心确定研究的“窗口期”，例如[-15d，+15d]，然后分别计算窗口期内企业的实际收益R和假定没有事件影响的“正常收益”E(R)，从而计算出超常收益AR=R－E(R).当超常收益为正值时，表明并购事件使股票价格波动产生了收益，创造了价值.财务绩效法是以企业财务报表为基础衡量跨国并购后企业的业绩变化.学者们或选用单一指标或选用多项指标对并购后的企业绩效进行衡量.基于本文的选题和资料可得性的考虑，本文选择财务绩效法衡量跨国并购绩效.

Daniel等的研究发现，当企业过去业绩表现良好时，其高管会变得过度自信.他们往往不能充分认知自身的能力，因而在自我评价时，会过于看重过去的成功经历，忽视偶然因素的影响，从而表现出过度自信^[13].基于此，本文提出假设1.

假设1 并购前一年，高管过度自信的公司较高管非过度自信的公司业绩更佳，即高管过度自信与并购前一年绩效显著正相关.

尽管学者们在研究高管过度自信与并购绩效关系时得到的研究结论不尽相同，但绝大多数学者认为，高管过度自信与并购绩效显著负相关.正是由于高管的过度自信，使其高估了并购事件成功的可能性，致使高管过度自信企业与高管非过度自信的企业相比，其并购当年及其并购后两年内的绩效表现更加不佳.因此，本文提出如下假设：

假设2 并购当年，高管过度自信的公司较高管非过度自信的公司并购后绩效表现更差，即高管过度自信与并购当年绩效显著负相关；

假设3 并购后一年，高管过度自信的公司较高管非过度自信的公司并购后绩效表现更差，即高管过度自信与并购后一年绩效显著负相关；

假设4 并购后两年，高管过度自信的公司较高管非过度自信的公司并购后绩效表现更差，即高管过度自信与并购后两年绩效显著负相关.

基于文献回顾及研究假设，本文构建了如图1所示的理论模型.

图 1(Figure 1)

Fig. 1

图1 高管过度自信对跨国并购绩效影响模型 Fig.1 Effects of senior executives’ overconfidence on transnational M&A performance

跨国并购绩效(TMAP_i)是企业财务效益状况、发展能力状况、资产营运状况和偿债能力状况共计九个指标，即每股收益、总资产净利率、净资产收益率、主营业务收入增长率、净资产增长率、总资产增长率、总资产周转率、流动比率、资产负债率，通过因子分析法给予不同权重后建立起来的综合评价指标，它克服了单一财务指标的局限，具有全面性和综合性的特点.

自变量是高管过度自信(OC).判断高管是否过度自信的条件如下：

若样本公司在并购当年，同时满足以上两个条件，即判定该公司高管是过度自信的，则赋值为1；若不满足，则赋值为0.

研究表明，影响跨国并购绩效的因素有很多，但由于样本数据有限，为保证因变量与自变量之间的相关性不被弱化，本文选取了较为常用的5个控制变量.

1) 企业规模(Size_i).研究表明，企业规模与企业并购存在正相关关系^[12]，即大型企业的并购绩效表现较中小型企业更佳.同时，较大的企业规模也可能在一定程度上增强高管的过度自信水平而导致其乐观地做出并购决策.本文参考饶育蕾和王建新^[14]的研究成果，用总资产的自然对数ln(asset)衡量企业规模.

2) 两职情况(Dual_i).两职情况是就总经理与董事长是否合一而言的.若两职合一则取值为0，若两职分离则取值为1.究竟两职合一有助于改善企业绩效还是两职分离有助于改善企业绩效，至今尚无定论，因此，有必要 对此进行验证.

3) 独立董事比例(INDIR_i).独立董事与公司没有重要关联，可以运用其在某一领域较强的专业技能对公司的并购决策进行监督，从而在一定程度上抑制高管过度自信给企业带来的价值损失.因此，独立董事比例(上市公司年报中披露的独立董事人数与董事会总人数的比值)可能会对公司绩效产生影响.

4) 所属行业(Industry).研究显示，处于不同行业的企业的跨国并购绩效表现不尽相同^[14]，这表明，行业是影响跨国并购绩效的一个重要因素.本文按照证监会提出的行业分类办法，按照13个大类对研究样本进行分类，在除去金融行业后，将剩下的12类行业分别取值0，1，2…11.

5) 年度哑变量(Year).本文研究的跨国并购事件发生在2008~2010年共3个年度内，因所处的经济环境不同，不同年度发生的跨国并购事件可能对其并购绩效产生影响，因此，在模型中加入了年度哑变量.本文将2008年设定为基准，若跨国并购活动发生在2008年，则年度哑变量取值为0，若发生在2009和2010年则分别取值为1和2.

本文数据采集的对象是2008~2010年发生了跨国并购事件的上市公司，期望对2008年金融危机后我国企业的跨国并购表现展开研究；由于并购效果会在并购后两年内体现出来，倘若研究的时间过长，则有可能受到其他事件影响到并购后的绩效^[15].因此本文选择并购前一年、并购当年、并购后一年及并购后两年作为研究的窗口期.

本文数据主要来自于国泰安CSMAR数据库、新浪股票、东方财富网及和讯网等网站.首先通过国泰安数据库中的“中国上市公司并购重组研究数据库”，获取2008~2010年间开展的所有并购交易，通过Excel2003的数据筛选功能初步筛选出被购买公司或被购股份公司的国别代码不是中国内地的所有交易结果：2008年169起，2009年148起，2010年165起.在此基础上，通过新浪股票、东方财富网等网站查看每起交易的具体内容，并剔除了被购方为中国内地企业的交易事项或者收购方或其母公司不是我国上市公司的交易事项，经整理后得到2008~2010年的交易事项分别为30起、29起和42起.在分别剔除了并购当年上市的公司、金融行业的上市公司、被ST或退市的上市公司和股份收购比例低于10 % 的上市公司后，共得到了61个研究样本.其中，2008年16家，2009年22家，2010年23家.

依据高管是否过度自信对样本进行分类后，分别分析了总样本、非过度自信样本、过度自信样本在并购前一年、并购当年、并购后一年及并购后两年的跨国并购绩效的极小值、极大值、均值和标准差.结果显示，总样本各年度跨国并购绩效的变化是先增后减，且并购当年增幅较小，之后年度绩效不断下降；非过度自信样本的跨国并购绩效也呈现出先增后减的变化，但并购当年的绩效涨幅较大，之后年度绩效也大幅下降；过度自信样本跨国并购绩效的变化与前两类样本有所不同，其在并购当年绩效显著降低，在并购后一年绩效依然降低但幅度较小，在并购后两年绩效有所上升，但变化幅度并不明显.比较各年度跨国并购绩效的均值发现，并购前一年过度自信样本公司绩效显著高于非过度自信样本，这与假设1相符；并购当年及并购后一年过度自信样本公司绩效显著低于非过度自信样本，这与假设2和假设3相符；并购后两年过度自信样本与非过度自信样本的绩效差异不大，这与假设4不符.

在获取了所有样本并购前一年至并购后两年的财务绩效后，按照样本公司高管是否过度自信进行分组，验证高管过度自信与跨国并购绩效之间的相关关系.

首先，本文对服从正态分布的年度绩效(并购当年除外)进行了独立样本T检验(见表1).

表 1

Table 1

表 1(Table 1)

表 1 F与T检验的统计量 Table 1 Statistics of F and T test 年度绩效 F P值 t df P值 均值差值 并购前一年财务绩效 0.037 0.847 -1.695 59 0.095* -6.843 并购后一年财务绩效 0.043 0.836 2.784 59 0.007** 5.321 并购后两年财务绩效 0.807 0.373 0.136 59 0.893 0.2621 注：均值差值为非过度自信样本绩效均值减去过度自信样本绩效均值的差；*表示显著性水平为10 % ，**表示显著性水平为1 % (双侧检验).

表 1 F与T检验的统计量 Table 1 Statistics of F and T test

从表1可见，并购前一年的财务绩效与过度自信相关性分析的方差齐性检验显著性概率P值为0.847，采用方差相等时的T检验显著性概率为0.095，小于0.1，均值差为-6.843，表明并购前一年高管非过度自信样本公司的财务绩效均值低于高管过度自信样本公司综合绩效均值，且差异是显著的，即并购前一年高管过度自信与并购绩效存在显著正相关关系，假设1成立.从表1中也可以看出：并购后一年高管非过度自信样本公司的财务绩效均值高于高管过度自信样本公司财务绩效均值，且差异是显著的，即并购后一年高管过度自信与并购绩效存在显著负相关关系，假设3成立；并购后两年高管非过度 自信样本公司的财务绩效均值高于高管过度自信样本公司的财务绩效均值，但差异不显著，即高管是否过度自信对跨国并购后两年绩效没有显著影响，假设4不成立.

其次，本文对不服从正态分布的年度绩效进行了Mann-Whiney U检验.结果显示，在并购当年，高管非过度自信一组的综合绩效秩均值为32.30，高管过度自信组的综合绩效秩均值为27.89，显著性概率P值为0.376，表明在并购当年，高管过度自信企业的并购绩效低于高管非过度自信企业绩效，但差异不显著，假设2不成立.

本文将企业规模、两职情况、独立董事比例、所属行业及年度哑变量作为控制变量加入模型，运用偏相关分析，验证高管过渡自信与跨国并购绩效之间的关系(见表2).

表 2

Table 2

表 2(Table 2)

表2 偏相关分析结果 Table 2 Result of partial correlation analysis 财务绩效时段 高管是否过度自信 相关性 P值 df 并购前一年的财务绩效 0.251 0.062* 54 并购当年的财务绩效 -0.151 0.267 54 并购后一年的财务绩效 -0.399 0.002** 54 并购后二年的财务绩效 -0.197 0.145 54 注：*表示显著性水平为10 % ，**表示显著性水平为1 % (双侧检验).

表2 偏相关分析结果 Table 2 Result of partial correlation analysis

从表2可知，在加入控制变量后，并购前一年的财务绩效与高管是否过度自信的相关系数为0.251，显著性概率P值0.062，小于0.1，表明高管过度自信与并购前一年绩效显著正相关，假设1成立；并购当年的财务绩效与过度自信的相关系数为-0.151，显著性概率P值为0.267，表明高管是否过度自信对企业跨国并购当年绩效影响不显著，假设2不成立；并购后一年的财务绩效与过度自信的相关系数为-0.399，显著性概率P值为0.002，小于0.01，表明高管过度自信与企业跨国并购后一年绩效存在显著负相关关系，假设3成立；并购后两年的财务绩效与过度自信的相关系数为-0.197，显著性概率P值为0.145，表明高管过度自信对企业跨国并购后两年绩效有负向影响，但影响并不显著，假设4不成立.

本文选取了2008~2010年间发生跨国并购活动的上市公司为研究样本，在控制公司规模、两职情况、独立董事比例、所属行业及并购年度的基础上，运用描述性分析、简单相关分析、偏相关分析实证研究高管过度自信对跨国并购绩效的影响.结果表明，我国上市公司高管过度自信与跨国并购前一年的绩效显著正相关，与并购后一年的绩效显著负相关，且与并购当年及并购后两年的绩效存在负相关关系，但其显著性随研究数据和方法的不同而不同.基于此，企业高管应充分认识到过度自信现象普遍存在的客观事实，并采取必要的措施，如理论学习、定期检查和科学评估等，以避免自身过度自信的产生.与此同时，企业也要进一步完善高管聘任、绩效考评和激励约束等机制，控制企业高管的非理性决策行为，避免给企业造成不应有的损失.