基于“關(guān)系型”社會情境的董事網(wǎng)絡(luò)對并購績效影響研究

江 濤， 陳富永， 湯思禹

(1.西南財經(jīng)大學 會計學院,四川 成都 611130；2.西南財經(jīng)大學 金融學院，四川 成都 611130)

一、引言

并購是企業(yè)從內(nèi)向外實現(xiàn)資本擴張的重要戰(zhàn)略手段，對企業(yè)提高核心競爭力具有重要作用。21世紀第四次技術(shù)革命的到來，使得世界范圍內(nèi)的第五次并購浪潮如火如荼的開展。相關(guān)數(shù)據(jù)顯示，我國并購市場在2017年再創(chuàng)新高，交易數(shù)量同比上升19%，達11,409宗；交易金額同比上升9%，達到 7,600億美元(1)來自于2017年普華永道公布的數(shù)據(jù)。。董事作為現(xiàn)代公司管理的重要職能設(shè)置，對企業(yè)重大事項的決策起到關(guān)鍵作用，而因為各種社會關(guān)系形成的復雜董事網(wǎng)絡(luò)關(guān)系廣泛存在，對董事發(fā)揮公司管理職能有著深刻的影響。

目前，關(guān)于運用社會網(wǎng)絡(luò)分析法對并購績效的研究多針對在企業(yè)的外部董事即獨立董事。在現(xiàn)有的絕大部分研究中都將董事網(wǎng)絡(luò)限定為“至少在同一個董事會任職而建立的直接和間接的關(guān)系”，而忽略了因兼職而形成的董事與董事之間、董事與監(jiān)事之間、董事與高級管理層之間、高級管理層之間的綜合聯(lián)結(jié)關(guān)系。這種聯(lián)結(jié)關(guān)系同樣形成了一張巨大的董事關(guān)系網(wǎng)絡(luò)，這種擴大化的董事網(wǎng)絡(luò)雖然關(guān)聯(lián)強度相對較弱，但范圍卻更廣，它是否也會對企業(yè)的并購行為有效性產(chǎn)生影響呢？

本文根據(jù)社會關(guān)系理論分析董事網(wǎng)絡(luò)對并購績效帶來的積極影響?；谏鐣P(guān)系理論中的嵌入理論和社會資源理論的分析表明，董事網(wǎng)絡(luò)通過發(fā)揮其信息優(yōu)勢，能夠在一定程度上降低信息不對稱對并購績效產(chǎn)生的損害。而后基于替代效應的視角，闡述論證了董事網(wǎng)絡(luò)影響并購績效的方式，即通過先驗信息和信息交流機制，能夠減少并購過程中的信息不對稱，從而提高企業(yè)并購績效。最后，通過建立簡單的數(shù)理模型對這一基本觀點進行了初步驗證。

二、文獻綜述

國內(nèi)外對并購績效研究主要存在三個研究角度：一是收購方公司特征，二是交易特征，三是并購后的資源整合。在關(guān)于董事網(wǎng)絡(luò)相關(guān)的研究中，現(xiàn)有文獻大體從董事網(wǎng)絡(luò)對個人的影響和對公司的影響兩方面進行了研究，而關(guān)于信息不對稱理論與并購績效研究則相對較少。

(一)董事網(wǎng)絡(luò)和網(wǎng)絡(luò)中心度

關(guān)于董事網(wǎng)絡(luò)研究情況，從已有董事網(wǎng)絡(luò)的情況來看：主要包含兩個方面，一是外部的關(guān)系網(wǎng)絡(luò)，例如連鎖董事、獨立董事；二是公司內(nèi)部的關(guān)系網(wǎng)絡(luò)，例如董事與其他管理人員(高管、CEO)之間的關(guān)系網(wǎng)絡(luò),如校友關(guān)系、老鄉(xiāng)關(guān)系、親戚關(guān)系、戰(zhàn)友關(guān)系或者其他的社交關(guān)系等(例如俱樂部、協(xié)會、商會等)。本文定義了董事通過在董事會同時任職和其他協(xié)會、部門任職建立的直接和間接關(guān)系(董事關(guān)系或者政治關(guān)聯(lián))；以及董事間的校友關(guān)系，而形成的董事網(wǎng)絡(luò)。相比于以往本文擴大了與以往不同的“董事—董事”型董事網(wǎng)絡(luò)，將董事網(wǎng)絡(luò)定義在因為董事兼職現(xiàn)象形成的董事與董事之間、董事與監(jiān)事之間以及董事與高級管理層之間的關(guān)系或者其他各種社會關(guān)系的綜合聯(lián)結(jié)關(guān)系構(gòu)成的“擴大型的董事網(wǎng)絡(luò)”。

有研究發(fā)現(xiàn)由于董事網(wǎng)絡(luò)能夠給董事提供較多的有用資源[1]，因此會促進公司收益的提升，從而為自身創(chuàng)造更大的價值?，F(xiàn)有研究認為通過董事聯(lián)結(jié)構(gòu)成的董事網(wǎng)絡(luò)能夠幫助董事更好地完成其職能，從而提高公司的業(yè)績，也研究發(fā)現(xiàn)董事的社會聯(lián)結(jié)關(guān)系有助于提高公司未來的業(yè)績[2]。另有研究認為，如果存在著比較多且復雜的董事社會網(wǎng)絡(luò)，則很可能導致公司并購的失敗[3]。

(二)企業(yè)并購績效影響因素研究

并購績效受到很多因素的影響，其中收購方中存在著幾個關(guān)鍵性的影響因素，包括負債水平、管理層激勵、自由現(xiàn)金流量、公司規(guī)模以及管理能力等，這些都極大地影響著并購績效。學者研究發(fā)現(xiàn)管理層的股權(quán)收益會受并購績效的影響[4]。如果并購前管理層能獲得更多的股權(quán)，則管理層就會為了提升并購后自身的利益，從而使得并購更加的高效。不過有學者在相同的研究中指出，并購給管理層帶來的收益增長，主要是受到管理層決策影響力大小的影響，而不是并購績效所帶來的結(jié)果[5]。國內(nèi)相關(guān)的研究，也存在著支持和不支持兩方面的觀點?，F(xiàn)有研究表明，并購績效同時也會受到并購時所選擇的融資和支付方式的影響。通過現(xiàn)金支付來實現(xiàn)并購，能夠在很長一段時間內(nèi)，使得并購公司達到比較高的績效水平，從而提升公司的整體回報率[6]。而相比之下，股票支付則一般不會對并購績效產(chǎn)生促進作用，相反，在某些情況下，其會損害公司的價值[7-9]。在這類研究中，發(fā)現(xiàn)現(xiàn)金支付能夠?qū)Σ①徔冃Мa(chǎn)生較大的促進效果，而股票并購的效果則比較低。另外，融資方式也會影響并購績效的變化[10-11]，股票融資會給市場投資者一種股價高估的信息反饋，導致并購績效的下降，而負債融資則能夠給投資者一種股價比較穩(wěn)定的信息反饋[12-13]。也有研究表明：并購績效的高低，關(guān)鍵的影響因素就是資源整合程度。資源整合程度的高低對并購績效的影響較大，而且兩者呈現(xiàn)出明顯的正相關(guān)性[14-16]。

(三)信息不對稱與企業(yè)并購研究

信息不對稱的情況在現(xiàn)實中廣泛存在，對市場經(jīng)濟活動、社會經(jīng)濟秩序、企業(yè)經(jīng)營管理方向等等都會產(chǎn)生巨大的影響。首先，企業(yè)的并購活動會受到時間、人力以及物力等諸多方面的影響，從而難以對所有目標方的資質(zhì)有一個完全的信息調(diào)查。受其他外力與不完全信息的影響，并購方會因為錯誤決策給自己日后發(fā)展帶來隱患[17]。其次，信息不對稱會影響并購價格。并購方對目標方的信息不完全了解，會高估目標方的價值，這樣會使交易價格與目標方的真實價值有所偏離[18]。而且當并購行為發(fā)生時，常常有現(xiàn)金支付與股票支付兩種方式，當并購方選擇現(xiàn)金支付時，由于目標方有信息優(yōu)勢，只有在自己價值低于并購方所提供價值時才會出售，這樣又會帶來逆向選擇的問題[19]。當以股票支付時，目標方為了降低逆向選擇的影響，會盡可能低估并購方所持股票的價值，從而可能造成并購方放棄并購行為[20-21]。最后，信息不對稱會影響并購后的績效。由于信息不對稱幾乎存在于并購的每個過程，這必會影響到并購發(fā)生后企業(yè)的發(fā)展前景以及預計效益[22-24]。

三、理論基礎(chǔ)和研究假設(shè)

在社會網(wǎng)絡(luò)理論的框架下，并購活動包括三個重要方面：信息優(yōu)勢、信息資源、并購決策。首先根據(jù)“嵌入性”理論，董事在進行相關(guān)判斷時，董事網(wǎng)絡(luò)之中存在的聯(lián)結(jié)關(guān)系會對其產(chǎn)生影響。董事可以依靠董事網(wǎng)絡(luò)來不斷獲取、交換外界信息，進而依靠這些信息進行判斷[25]。由于私人信息和專業(yè)判斷在公司治理和企業(yè)投資中存在顯著的溢價效應[26]，使得董事能夠不斷調(diào)整自身判斷和決策，做出更合理的并購決策，有效地控制并購進程，以提高并購的績效。

H1:董事網(wǎng)絡(luò)的信息優(yōu)勢對并購績效具有積極影響。

根據(jù)信息的特征和信息產(chǎn)生的主體，有學者提出可以降低并購中的信息不對稱的三種機制——獲取先驗信息、獲取專業(yè)信息、信息交流[27]。一方面，并購企業(yè)可以通過深嵌于董事網(wǎng)絡(luò)中的潛在信息及其傳遞渠道，獲取目標企業(yè)的先驗信息，做出合理的風險預判，達到降低并購風險的目的。本文認為，可以將并購雙方的地理關(guān)系作為并購事件中體現(xiàn)先驗信息情況的指示變量，以便考察董事網(wǎng)絡(luò)在信息不對稱環(huán)境下是否能夠通過獲取先驗信息降低信息不對稱對并購績效的消極影響，起到提高并購績效的目的。據(jù)此，本文提出假設(shè)：

H2a:董事網(wǎng)絡(luò)能夠通過提供先驗信息，降低并購過程中的信息不對稱以提高并購績效——董事網(wǎng)絡(luò)對異地并購的績效提升效果較本地并購更明顯。

并購活動是雙方甚至多方參與的經(jīng)濟活動，具有信息優(yōu)勢的一方能夠主動進行信息的交流，配合信息弱勢方的并購行動，無異于幫助企業(yè)從根本上消除信息不對稱對并購績效造成的負面影響，產(chǎn)生提高并購績效的積極效果[28]。董事網(wǎng)絡(luò)能夠幫助并購雙方進行良好的信息互換，達到信息交流的目的，正好可以減少信息優(yōu)勢方刻意隱瞞信息、拒絕信息交流情況的發(fā)生，從而降低由信息不對稱對并購績效造成的消極影響。據(jù)此，本文提出假設(shè)：

H2b:董事網(wǎng)絡(luò)能夠通過信息交流機制，降低并購過程中的信息不對稱以提高并購績效——董事網(wǎng)絡(luò)對非股份支付并購的績效提升效果更明顯。

最后，出于研究的嚴謹性，本文同時選取了并購雙方的關(guān)聯(lián)關(guān)系作為信息環(huán)境的指示變量，以便綜合驗證董事網(wǎng)絡(luò)獲取先驗信息和信息交流兩種機制。大量研究表明，關(guān)聯(lián)并購(2)本文對關(guān)聯(lián)并購的認定采用以下方式：當并購參與方存下列三種關(guān)系中的一種時，則認定該并購事件為關(guān)聯(lián)并購：(1)相互間直接或間接持有其中一方的股份總和達到25%或以上的；(2)直接或間接同為第三者擁有或控制股份達到25%或以上的；(3)企業(yè)與另一企業(yè)之間借貸資金占企業(yè)自有資金50%或以上或企業(yè)借貸資金總額的10%或以上是由另一企業(yè)擔保的；(4)企業(yè)的董事或經(jīng)理等高級管理人員一半以上或有一名常務(wù)董事是由另一企業(yè)所委派的。對并購績效會產(chǎn)生正面效應。有學者利用DEA-SFA 二次相對效益模型研究發(fā)現(xiàn)，關(guān)聯(lián)并購對企業(yè)績效的提升作用具有長期性[29]；也有人認為關(guān)聯(lián)方之間協(xié)同節(jié)約的交易成本是關(guān)聯(lián)并購提高企業(yè)經(jīng)營業(yè)績的原因之一[30]。與公允并購相比，董事網(wǎng)絡(luò)在關(guān)聯(lián)并購中發(fā)揮的信息橋梁作用被削弱，從而降低對并購績效的提升作用。據(jù)此，本文提出假設(shè)：

H2c:董事網(wǎng)絡(luò)通過提供先驗信息和信息交流，降低并購過程中的信息不對稱以提高并購績效——董事網(wǎng)絡(luò)對非關(guān)聯(lián)并購的績效提升效果更明顯。

四、研究設(shè)計

(一)樣本和數(shù)據(jù)來源

本文選取2007—2017年間CSMAR數(shù)據(jù)庫記錄的A 股上市公司發(fā)生的并購交易的作為研究樣本。參考以往文獻，本文按下列標準對樣本進行篩選： (1)選擇主并方為上市公司的樣本；(2)因行業(yè)特殊性和監(jiān)管差異性，剔除金融類公司以及 ST 等具有特殊性的公司；(3)剔除房地產(chǎn)公司購買土地的樣本；(4)剔除債務(wù)重組、資產(chǎn)剝離、股份回購以及難以區(qū)分交易地位的資產(chǎn)置換的樣本；(5)剔除交易總額不超過100 萬元的樣本；(6)剔除并購交易失敗的樣本；(7)如果在一年的時間里企業(yè)發(fā)生多次并購交易，則取其中規(guī)模最大的一次作為研究樣本；(8)剔除其他數(shù)據(jù)不完整的樣本。經(jīng)篩選，最終得到 1163個上市公司在2007—2017年間發(fā)生的1932個有效并購樣本。本文的并購交易、公司治理和財務(wù)指標數(shù)據(jù)來自國泰安數(shù)據(jù)庫以及互聯(lián)網(wǎng)數(shù)據(jù)。本文采用 Stata12和Python2.7軟件對數(shù)據(jù)進行處理，為了消除極端值的影響，對本文所有的連續(xù)型變量進行上下1%的縮尾處理。

(二)研究變量

1.被解釋變量

(1)長期并購績效表現(xiàn)的窗口期選擇

并購活動本身具有的長期性特征，整個并購進程包括選擇并購目標—進行并購決策—采取并購行動—完成并購，平均并購周期在6個月左右。同時，并購完成后，企業(yè)還需對并購資源進行整合，并購雙方存在著較為廣泛的摩擦，經(jīng)過雙方磨合期后，才能較為準確地識別并購帶來的績效。因此，本文選擇并購完成當年作為事件發(fā)生的基準年份，選取基準年份前兩年、后兩年作為研究長期并購績效的窗口期，這也是現(xiàn)有研究長期并購績效的常用窗口期。從而，長期并購績效應該表現(xiàn)為基準年份前后企業(yè)績效表現(xiàn)的差異，記為Δperformance。

Δperformance=∑

(1)

(2)衡量長期并購績效的指標

營業(yè)收入、營業(yè)利潤是衡量公司業(yè)績最直觀的財務(wù)指標，為了避免通貨膨脹的影響，本文選取經(jīng)過CPI調(diào)整后的營業(yè)收入和營業(yè)利潤的增量來衡量并購績效，記為ΔOperatingRevenue和ΔOperatingProfit，按照常規(guī)做法，本文采用并購前后兩年營業(yè)收入和營業(yè)利潤均值的變化，來具體衡量并購的績效。

2.主要解釋變量

目前實證研究中廣泛采用的中心度指標是程度中心度、中介中心度和接近中心度，此三個指標都包含了董事在網(wǎng)絡(luò)中的信息差異。從這兩方面出發(fā)，本文采用簡單加和和層次分析法來構(gòu)建和計算樣本事件的董事網(wǎng)絡(luò)中心度(Net)，以某一年的網(wǎng)絡(luò)中心度計算為例如下：

第二步，以公司為單位，分別計算每個企業(yè)所有董事的程度中心度、中介中心度和接近中心度的和(4)之所以采用和而不是均值、中位數(shù)、總數(shù)等其他統(tǒng)計特征的原因在于，本文認為董事會在進行決策時，參考了所有董事成員的信息，董事個人網(wǎng)絡(luò)形成的信息優(yōu)勢應該表現(xiàn)為董事會決策時，應該是所有董事信息資源的集合，因此在計算企業(yè)的董事網(wǎng)絡(luò)中心度是，采用了將各個董事網(wǎng)絡(luò)中心度簡單加和的方式。，作為該公司各個中心度指標：

(2)

(3)

(4)

第四步，按照并購事件發(fā)生年份(并購事件首次宣告日所在年份)，匹配每一并購事件中按上述方法計算得到的中心度指標，即為該企業(yè)在該并購樣本中的董事網(wǎng)絡(luò)中心度。

3.控制變量

本文設(shè)置三個分組變量，用于研究董事網(wǎng)絡(luò)發(fā)揮信息優(yōu)勢的兩種機制：獲取先驗信息與信息交流。

(1)異地并購(Distance)，用并購雙方所在地是否跨省來衡量(跨省Distance=1，記為H組；不跨省Distance=0，記為L組)。研究認為較近的距離有助于降低并購過程中的信息搜集成本，所以本地并購的績效比異地并購的績效好，這說明并購方和目標公司之間地理位置越遠，信息不對稱存在就更加嚴重[32]。

(2)股份支付(Pay)。設(shè)定采用股份支付方式進行交易的并購Pay=1，記為L組；反之Pay=0，記為H組。根據(jù)并購根據(jù)風險共擔效應，采用股份支付方式進行交易的并購，信息不對稱度較低(Bruslerie H DL，2012)。

(3)關(guān)聯(lián)并購(Relevance)，如若并購為關(guān)聯(lián)并購，Relevance=1，記為L組；反之Relevance=0，記為H組。顯然，在非關(guān)聯(lián)并購即公允并購中，信息不對稱情況更加明顯。

此外，本文還選擇股權(quán)集中度、管理層持股比例、托賓Q、公司規(guī)模、財務(wù)杠桿，經(jīng)營性現(xiàn)金流流量比作為控制變量。

(三)模型構(gòu)建

表1 變量說明表

① 需要說明的是，描述公司特征使用的數(shù)據(jù)，均采用并購首次宣告日所在年份的數(shù)據(jù)。

ΔPerformance=β0+β1Net+β2ControlVariables+ε

(5)

其中，ΔPerformance是并購績效的指示變量，為并購前后營業(yè)收入和營業(yè)利潤的變化；ControlVariables是控制變量；Net董事網(wǎng)絡(luò)的網(wǎng)絡(luò)中心度綜合指標。

五、實證結(jié)果分析

(一)描述統(tǒng)計

表2描述了2007—2017年期間1932個完成的并購交易的抽樣樣本的首次公告日所在年份的主要企業(yè)信息和并購事件基本情況，panelA和panelB分別從收購方的企業(yè)特征和并購事件的特征對這些信息進行了匯報。表的第一列首先匯報了完整樣本的并購樣本的信息，然后列示了基于董事網(wǎng)絡(luò)中心度(Net)強弱程度分類得到的三個子樣本的變量主要信息。與此同時，本文對NetH組與NetL組之間變量的差異進行了Wilcoxon Z-檢驗，表的最后一列匯報了Wilcoxon Z-test的結(jié)果(5)Wilcoxon Z-test是常用的非參數(shù)檢驗方法，用于檢驗兩組非正態(tài)樣本之間的中位數(shù)是否存在顯著差異，借以驗證分組變量對樣本的影響，就本文而言，Wilcoxon Z-test用以檢驗不同董事網(wǎng)絡(luò)優(yōu)勢組間之間的并購績效差異。。由于篇幅的限制，這里只匯報了這些變量的均值。

表2 抽樣樣本主要信息的描述性統(tǒng)計(6)表2變量說明：公司規(guī)模=ln(公司總資產(chǎn))；財務(wù)杠桿=資產(chǎn)負債率；股權(quán)支付率=以股權(quán)支付的交易對價/總交易對價；并購支付對價=ln(實際支付的對價價值)；是否存為關(guān)聯(lián)并購是虛擬變量，關(guān)聯(lián)并購=1，公允并購=0；是否存在反收購是虛擬變量，存在=1，不存在=0。

注：***，**，*，分別代表1%、5%和10%的統(tǒng)計顯著性

就主并購方的企業(yè)特征而言，Z-檢驗的結(jié)果表明，與董事網(wǎng)絡(luò)中心度較低的實驗組相比，在董事網(wǎng)絡(luò)中心度較高的實驗組中的主并購方資產(chǎn)規(guī)模顯著較大。這說明，企業(yè)規(guī)模越大，其在董事網(wǎng)絡(luò)中所處網(wǎng)絡(luò)位置就越好，那么其享有的并購優(yōu)勢就越明顯。因此，后文分析將控制企業(yè)的規(guī)模效應，以便準確分析董事網(wǎng)絡(luò)優(yōu)勢對并購績效產(chǎn)生的影響。除此以外，企業(yè)其他方面的特征與網(wǎng)絡(luò)中心度的分布并無太大關(guān)聯(lián)。

就交易特征而言，與董事網(wǎng)絡(luò)中心度較低的實驗組相比，在董事網(wǎng)絡(luò)中心度較高的實驗組中的主并購方進行關(guān)聯(lián)并購的概率顯著較大。這說明，關(guān)聯(lián)并購在一定程度上體現(xiàn)并購事件的信息不對稱情況。因此，可以將關(guān)聯(lián)并購作為并購事件描述信息不對稱的指示變量，這為本文后續(xù)驗證假設(shè)2提供了良好的支撐。

(二)初步檢驗

本文根據(jù)解釋變量董事網(wǎng)絡(luò)中心度(Net)的大小，從高到低將抽樣樣本分為了三組，分別記為(NetH，NetM，NetL)。其分組依據(jù)是Net值的三分位點(33%，67%)。表4匯報了并購前后兩年主并購經(jīng)營績效的變化，列示的是各個指標的中位數(shù)變化情況。表中第2-3列匯報了總樣本的Wilcoxon signed-rank檢驗的結(jié)果，第2列匯報了并購前后各個指標上升或者下降概率是否顯著的結(jié)果；表3的2列匯報了NetH，NetM，NetL各組樣本的Wilcoxon signed-rank檢驗的結(jié)果；表的最后一列列示了NetH，NetL兩組樣本之間各個指標的差異情況，以及各組之間Wilcoxon Z-檢驗結(jié)果。

就并購前后經(jīng)營績效的變化來看，panelA部分的Wilcoxon signed-rank檢驗結(jié)果顯示，無論是總樣本還是子樣本，并購后企業(yè)的經(jīng)營績效都得到提升，總樣本并購完成的營業(yè)收入、營業(yè)利潤的中位數(shù)較并購發(fā)生前分別提高了103%、62%，并購事件在一定程度上提高了企業(yè)的經(jīng)營能力。同時，NetH組營業(yè)收入、營業(yè)利潤中位數(shù)的提升程度較NetL組要大，這說明董事網(wǎng)絡(luò)中心度的變大，對于并購前后經(jīng)營績效的改善具有明顯的促進作用，支持了假設(shè)1。

就并購前后企業(yè)生產(chǎn)能力的變化來看，通過panelB部分匯報的結(jié)果得出的結(jié)論進一步支持了panelA檢驗證據(jù)的有效性。結(jié)果顯示，無論是總樣本還是子樣本，并購后企業(yè)的生產(chǎn)能力都得到提升，總樣本并購發(fā)生后的人均營業(yè)收入、人均營業(yè)利潤的中位數(shù)較并購發(fā)生前分別提高了45%、95%，這一變化在1%水平下是顯著的。該結(jié)果說明，并購事件提高了企業(yè)的生產(chǎn)能力。而NetH組人均營業(yè)收入、人均營業(yè)利潤中位數(shù)的提升程度較NetL組要大，這一差異在1%的水平上是顯著的，這說明企業(yè)較高的董事網(wǎng)絡(luò)中心度，對于企業(yè)并購前后生產(chǎn)能力的提升具有明顯的積極效應，該結(jié)果進一步支持了假設(shè)1的說法。但就ROA和ROE的表現(xiàn)而言，并購前后并未有明顯改變，因此本文也并未選取ROA和ROE作為企業(yè)績效表現(xiàn)的指示變量。

表3 并購前后主并購企業(yè)經(jīng)營績效的變化

注：(1)***，**，*，分別代表1%、5%和10%的統(tǒng)計顯著性；(2)為方便理解和列示，標有#符號的變量，列示的是中位數(shù)同比百分比。

就并購前后經(jīng)營績效的變化來看，panel C部分檢驗結(jié)果顯示，總體上，并購后企業(yè)的經(jīng)營效率有所降低，總樣本的應收賬款周轉(zhuǎn)率和資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率的中位數(shù)分別下降了1.3、0.07，這一變化在1%水平下是顯著的。這一結(jié)果一定程度上說明了，并購事件并未提高企業(yè)的治理效率，反而對其造成了一定程度的損害。但同時NetH組并購完成后資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率和應收賬款周轉(zhuǎn)率的中位數(shù)下降的程度較NetL組下降的要少，這一差異在1%的水平上是顯著的，這說明企業(yè)較高的董事網(wǎng)絡(luò)中心度，對于并購績效具有明顯的改善作用，這一結(jié)果支持了假設(shè)1的說法。

(三)回歸結(jié)果分析與模型檢驗

本文首先使用實證模型(4-5)驗證假設(shè)1。在進行實證分析時，本文運用異方差穩(wěn)健標準誤下的OLS模型進行回歸，以降低模型中的異方差。與此同時，采用DWH檢驗和計算方差膨脹因子，分別從內(nèi)生性、多從共線性這兩方面檢驗了模型的有效性。

回歸結(jié)果如表4所示，董事網(wǎng)絡(luò)中心度(Net)對營業(yè)收入和營業(yè)利潤變動值的回歸系數(shù)分別為0.183和0.033，在 1%的水平上顯著。這一結(jié)果表明，董事所處網(wǎng)絡(luò)位置的中心度越高，企業(yè)并購績效越好，證明里董事網(wǎng)絡(luò)的信息優(yōu)勢對企業(yè)并購績效產(chǎn)生的積極影響。同時DWH檢驗結(jié)果和方差膨脹因子均值表明，回歸模型不存在內(nèi)生性和多重共線性問題，回歸結(jié)果真實有效，支持了假設(shè)1。

表4 董事網(wǎng)絡(luò)的信息優(yōu)勢對并購績效的回歸結(jié)果(H1a)(7)回歸中采用了穩(wěn)健性的標準差，對異方差進行了修正；***，**，*，分別代表1%、5%和10%的統(tǒng)計顯著性；DWH檢驗—F值一欄匯報的是DWH檢驗的F值；VIF均值一欄匯報的是回歸模型中各個變量VIF膨脹因子的均值。

為驗證假設(shè)H2a、H2b和H2c，本文繼續(xù)使用實證模型(4-5)，通過OLS回歸并基于似無相關(guān)模型的SUR-檢驗，驗證假設(shè)H2a、H2b、H2c。表4匯報了各個模型的回歸結(jié)果，為更好地解釋說明回歸結(jié)果，表5對其進行了小結(jié)。

根據(jù)表5匯總結(jié)果可知，在H組樣本中，董事網(wǎng)絡(luò)中心度的OLS回歸系數(shù)顯著為正，這說明董事網(wǎng)絡(luò)具有的信息優(yōu)勢有助于消除異地并購中信息不對稱對并購績效造成的消極影響，該結(jié)果也進一步支持了假設(shè)H1。但在L組樣本中，董事網(wǎng)絡(luò)中心度的OLS回歸系數(shù)卻顯著為負，這說明在信息環(huán)境較好的情況下在信息環(huán)境更好的并購事件中，董事網(wǎng)絡(luò)并未對并購績效產(chǎn)生積極影響，反而損害了并購績效。該結(jié)果說明，一旦信息環(huán)境得到改善，信息優(yōu)勢對并購績效的影響就會大打折扣，這一結(jié)果在一定程度上與拓展的理論模型分析保持一致。

表5 假設(shè)H2a、H2b、H2c回歸結(jié)果小結(jié)

(五)穩(wěn)健性檢驗

為進一步驗證上述實證結(jié)果的有效性，消除內(nèi)生性和自選擇造成的偏誤，本文分別按照企業(yè)規(guī)模和企業(yè)賬面市值比，對企業(yè)的并購績效進行標準化，然后重復模型檢驗。結(jié)果在對并購績效進行規(guī)模和賬面市值比的調(diào)整后，董事網(wǎng)絡(luò)中心度的回歸系數(shù)均在1%的水平下顯著為正，說明董事網(wǎng)絡(luò)對并購績效能夠產(chǎn)生積極的影響，這支持了本文提出了假設(shè)1；同時，SUR檢驗結(jié)果表明，在信息環(huán)境不同的情況下，董事網(wǎng)絡(luò)中心度的回歸系數(shù)具有顯著差異，說明通過董事網(wǎng)絡(luò)提供的先驗信息和信息交流機制，能夠有效地改善信息不對稱對并購績效造成的損害，從而提高并購活動的效率，提高并購績效，穩(wěn)健性檢驗結(jié)果支持本文假設(shè)2a、假設(shè)2b和假設(shè)2c。

六、結(jié)論、政策與建議

根據(jù)前文理論與實證分析，本文得出如下結(jié)論：

首先，董事網(wǎng)絡(luò)可以為董事進行并購決策提供有價值的信息，董事網(wǎng)絡(luò)中心度與并購績效正相關(guān)；其次，董事網(wǎng)絡(luò)對并購績效的作用具有邊際遞減的特征，即信息環(huán)境越差，董事網(wǎng)絡(luò)越發(fā)揮的作用越大；最后，董事網(wǎng)絡(luò)通過提供先驗信息和信息交流，消除并購中由于信息不對稱所帶來的風險，從而提高并購績效。

根據(jù)研究結(jié)果提出如下建議：

第一，重視董事網(wǎng)絡(luò)信息共享功能。董事網(wǎng)絡(luò)中心度的提升在一定程度上能夠?qū)ζ髽I(yè)并購績效產(chǎn)生促進作用，董事通過董事網(wǎng)絡(luò)可以快速實現(xiàn)市場信息的共享，并獲取大量的相關(guān)知識，在進行并購決策的過程中，還可以通過董事網(wǎng)絡(luò)信息優(yōu)勢對并購對象進行全面系統(tǒng)的資質(zhì)審查與分析。最大程度上降低由于信息不對稱所引發(fā)的經(jīng)濟與責任風險，盡可能提升并購績效。

第二，充分發(fā)揮董事網(wǎng)絡(luò)解決信息不對稱的功能和作用。如果并購雙方分別處于不同的地理區(qū)域，董事網(wǎng)絡(luò)通過獲取先驗信息這一機制，能夠?qū)Σ①徔冃Мa(chǎn)生更加積極的影響。相比較于同省并購來說，處于不同省份的企業(yè)發(fā)生并購活動時，信息不對稱的情況將變得更加的嚴重，而董事網(wǎng)絡(luò)則獲取先驗新的機制能夠很好地彌補這一缺陷，有效地利用信息資源，最大程度上降低先驗信息獲取的難度與成本，提高并購績效，應充分利用各種董事網(wǎng)絡(luò)，例如校友、政治關(guān)聯(lián)及連鎖董事網(wǎng)絡(luò)等各個途徑，減少信息不對稱帶來的壓力，充分整合資源，提高并購效率和質(zhì)量。

第三，在以非股份支付進行交易的并購事件中，應重視董事網(wǎng)絡(luò)信息交流功能，從而能夠?qū)Σ①徔冃Мa(chǎn)生更加積極的影響。因為并購雙方之間存在信息溝通問題，這使得并購方在支付時產(chǎn)生較高的溢價，并購績效降低的情況就會難以避免，這對雙方的企業(yè)價值都會產(chǎn)生較為嚴重的侵害。董事網(wǎng)絡(luò)的存在使得信息傳遞效率得到大幅提升，實現(xiàn)了并購風險的有效降低，提高了并購績效。

第四，在非關(guān)聯(lián)并購中，董事網(wǎng)絡(luò)通過獲取先驗信息和信息交流機制，能夠?qū)Σ①徔冃Мa(chǎn)生更加積極的影響。在非關(guān)聯(lián)并購中，并購雙方的信息交流不像關(guān)聯(lián)并購那樣直接有效，很難全面地獲取對方企業(yè)治理情況和發(fā)展趨勢等先驗信息，而董事網(wǎng)絡(luò)的信息優(yōu)勢很好地彌補了這一缺陷，使得并購雙方的信息交流渠道變得更加通暢和有效，因此，董事網(wǎng)絡(luò)的作用在非關(guān)聯(lián)并購中發(fā)揮得更出色。