施繼坤，劉淑蓮，張廣寶,2b

（1.東北石油大學 經濟管理學院，黑龍江 大慶 163318；2.東北財經大學a.會計學院；b.博士后科研流動站，遼寧 大連 116025）

一、引言

近年來，我國上市公司管理層在短期內連續(xù)發(fā)起多次并購，或在一年內進行多次并購已經成為中國并購市場中的一種“特殊現(xiàn)象”[1-3]，引起了國內研究學者的極大關注。與高頻率并購相對應，公司連續(xù)并購后大多沒有實現(xiàn)預期的績效增長[4-6]。既然并購未能創(chuàng)造價值，為什么管理層還要頻繁發(fā)起并購？對此現(xiàn)象，國內外學者大多以行為經濟學理論分析，認為管理層過度自信（overconfidence）是導致高頻率、低效率并購的主要誘因[2,7-8]。然而，該解釋是否能更好地詮釋中國并購市場的短期連續(xù)并購行為，還有待商榷。管理層頻繁發(fā)起的并購活動，除了與其過度自信的行為偏差導致決策失誤外，是否還隱藏著管理層謀取個人私利（personal benefits）的動機？因為從理性“經濟人”假設前提下的代理理論角度分析，公司的管理層不可能將道德義務置于個人利益之上。而本文將公司管理層的并購行為與其過度自信、謀取個人私利的行為納入同一框架進行研究，試圖回答：我國上市公司短期內頻繁并購的現(xiàn)象，更多是出于管理層過度自信，還是管理層謀求私利引發(fā)的并購行為，抑或管理層過度自信與私利動機相互作用的結果？

本文研究發(fā)現(xiàn)，管理層追求個人私利的動機是上市公司高頻率并購的主要誘因，而管理層過度自信引起的心理偏差，促使其為謀求私利的最大化而更加頻繁地發(fā)起并購。我們的發(fā)現(xiàn)在一定程度上拓展了公司頻繁并購動因的理論研究，豐富了既有的學術文獻，具有有理論價值。同時，對于上市公司完善并購交易過程中管理層監(jiān)督與激勵機制的制定，對于證監(jiān)會等監(jiān)管部門強化并購重組內幕交易的控制以及保護上市公司投資者的利益也具有非常重要的現(xiàn)實意義。

二、文獻回顧與理論假設

（一）文獻回顧

行為經濟學主要是從管理層自負或過度自信的視角研究并購動因和并購績效。過度自信是一種因人們對自身能力和知識了解程度不足而產生的偏差。1986年Roll將管理層的過度自信與資本市場中的并購行為聯(lián)系起來，開創(chuàng)性地提出公司并購動機的“自負假說”[9]。在此之后，以管理者過度自信研究并購動因主要集中在三個方面：第一，過度自信的管理層相信自己對目標公司的估價要優(yōu)于市場估價，從而過高估計并購的協(xié)同效應。對目標公司價值的高估導致主并公司支付更多的并購溢價[10-11]，使主并公司成為“倒霉的贏家”（winner’s curse）；第二，過度自信的管理層認為自己的領導能力高于行業(yè)的平均水平，能夠發(fā)現(xiàn)目標公司潛在的協(xié)同效應[8]，過度自信心理導致管理層熱衷于進行高頻率并購[7]；第三，管理層在投資決策時對現(xiàn)金流過度敏感，當公司內部資金充裕、不需要通過外部資本市場融資時，過度自信的管理層更容易實施并購活動[8,12]。在分析上述三種動機的基礎上，許多學者還檢驗了過度自信管理層發(fā)起的并購與主并公司并購績效之間的關系。研究表明，過度自信的心理狀態(tài)會致使管理層高估主并公司未來連續(xù)并購項目的現(xiàn)金流，低估并購項目的風險。從并購結果看，頻繁并購并沒有達到預期并購效應，有的甚至降低了主并公司的價值[7-8,13]。盡管我國并購市場的發(fā)展起步較晚，但國內已有一些學者從過度自信的視角研究了我國的并購問題。國內學者相關研究表明，公司管理層過度自信是驅動其發(fā)起并購的重要動因之一[14-16]。

委托代理理論主要從管理層私利視角研究高頻率并購動因和績效。雖然過度自信可以在一定程度上說明公司管理層頻繁發(fā)動并購的動因，但它忽略了管理層與股東之間的矛盾與沖突引起的代理問題。根據代理理論，管理層作為“經濟人”存在的“機會主義傾向”，導致他們在經營管理中會產生職務怠慢、“掏空和侵占（tunneling and stealing）”股東利益等道德風險。如果管理層這種“損害和侵蝕”的成本過高，管理層總是傾向于通過并購擴大公司規(guī)模，構建個人“帝國大廈”，以便管理更多的資產，提高個人收益[4,17-21]。這種連續(xù)并購行為導致管理層進行過度投資，損害股東的價值，從而引起負的市場反應[22-23]。國內學者的相關研究認為，在我國上市公司的并購重組交易過程中高管層存在一定程度的謀取私有收益的機會主義行為[24]，為了增加貨幣薪酬和提高在職消費，高管總是樂于并購投資[25-26]，高管層的薪酬水平越高，其發(fā)起的并購行為可能越頻繁[27]。

已有文獻研究表明，有著過度自信管理層的公司更容易發(fā)起低效率的并購活動，管理層也更容易受到謀取私利動機發(fā)起并購。但現(xiàn)有研究的不足之處在于，大多單獨檢驗過度自信或管理層私利與并購頻率（merger frequency）間的關系，而鮮有將過度自信和謀求私利動機同時嵌入一個框架的研究。前文分析表明，過度自信和謀取私利導致管理層做出有損于股東的并購決策從某種意義上說是有區(qū)別的，前者主要是由于管理層的認知偏差、好大喜功造成的決策失誤，后者是因為經理層與股東之間的利益差異而產生的結果，如果單獨研究二者對頻繁并購的影響，得出的結論也只是在各自的理論框架下進行延伸和補充。但是，這兩者有時也會相互影響，管理層的過度自信也可能加大其與股東之間的利益沖突，擴大其謀取個人私利的動機和效應，這一互相影響效應在現(xiàn)有的研究中卻少有提及，也正是本文的一個積極探索之處。而近年來，中國并購市場在一定期間內發(fā)生的頻繁并購現(xiàn)象恰好為本文研究提供了難得的契機和數據支持。

（二）理論假設

大量的認知心理學文獻認為，人們普遍有著過度自信的心理狀態(tài)，尤其是對自身知識等能力的過度自信。而國內外很多學者的研究表明，公司管理層過度自信的程度通常高于一般大眾[28-29]。過度自信的管理層認為自己具有更全面的知識、更多的管理技能和更強的掌控大局的能力[30]，他們往往高估公司預期收益和未來回報、低估出現(xiàn)不利結果的可能性[31]。而在公司的并購決策中，過度自信的管理層通常也會高估其并購的價值創(chuàng)造能力和整合能力，低估并購產生的風險，從而導致其更容易實施高頻率和低效率的并購投資活動。由此分析，管理層過度自信的這種心理偏差可能會促使其頻繁發(fā)起并購活動。所以，提出假設H1。

H1：在控制其他因素影響的前提下，管理層的過度自信心理狀態(tài)更有可能促使其頻繁地發(fā)起并購活動。

盡管，過度自信理論可以解釋管理層頻繁發(fā)起并購的動機，但卻忽視了管理層自利的本性。根據代理理論，管理層出于“經濟人”的自利特征，在投資決策中會按照自己的利益行事，追求私有收益最大化。由于公司規(guī)模是管理層薪酬等收益的增函數，因此管理層有著極大的動機通過頻繁和多元化的并購擴大公司的經營管理規(guī)模，繼而為增加個人收益水平尋找“合理借口”。此外，并購擴張不僅會擴大公司規(guī)模，還可能會提高管理層的社會地位、個人聲譽以及在職消費等非貨幣性收益。與國外制度環(huán)境不同，中國上市公司管理層發(fā)動成功的并購后不存在獲得一次性獎勵性薪酬的可能性，這只能進一步加劇管理層為謀求其他替代性貨幣薪酬（尤其表現(xiàn)為擴大在職消費的動機）而頻繁發(fā)起并購[24]。依此分析，提出假設H2。

H2：在控制其他因素影響的前提下，管理層為了獲得更多的私有收益，會傾向發(fā)起高頻率的并購活動。

我國上市公司的管理環(huán)境及內外部的監(jiān)督機制利于管理層過度自信心態(tài)的“滋生與成長”。眾所周知，我國的上市公司很多是由國有企業(yè)改制組建，其他一些民營上市公司也多為家族控股，這就導致了上市公司有很高的股權集中度。再加之公司管理環(huán)境受傳統(tǒng)的“君臣之綱”儒家文化思想的束縛，使得公司內部“一把手”和“一言堂”的現(xiàn)象明顯。而“一把手”又處于公司重大決策機制的中心地位，其言行極有可能感染和影響其他管理者的決策行為，這都會成為上市公司管理層滋生過度自信的“心理溫床”[32]。另一方面，在上市公司內外部監(jiān)督機制不盡完善，責權利的合理分配與相互制約機制還沒有根本解決的情況下，很多上市公司的并購決策都由“一把手”號召下的管理層“群體表決”做出，缺乏責任邊界約束、嚴重的從眾行為也會成為管理層過度自信適宜的“生長土壤”。

此外，在新興轉軌的特定經濟制度背景下，我國上市公司具有強烈的擴張沖動。對于管理層來說，并購重組后，公司經營規(guī)模、經營范圍和復雜程度等巨大變化恰恰是管理層薪酬契約度量和考核的重要基礎[25]。這樣來看，管理層頻繁發(fā)起并購不僅迎合了公司發(fā)展戰(zhàn)略，更能使自己“缽滿盆盈”。即使并購后沒有實現(xiàn)預期績效，責任也是由管理層“集體共擔”。所以，在缺乏長期激勵與監(jiān)督的機制下，我國上市公司管理層普遍擁有的過度自信的心理狀態(tài)可能會加大其追求個人私利的意愿，并通過自身的特殊“決策地位”樂此不疲地實施連續(xù)、多次的并購等投資活動而實現(xiàn)其私利動機的最大化。即過度自信能起到“杠桿作用”，會增加管理層為謀取私利而頻繁發(fā)起并購的機率。依據以上分析，提出假設H3。

H3：在控制其他因素影響的前提下，過度自信的管理層為謀取個人私利最大化會更加頻繁地發(fā)起并購活動。

三、研究設計

（一）數據來源與樣本選擇

本文的基本研究樣本為2008-2011年成功發(fā)生并購事件的A股非金融類主并上市公司，數據主要來源于CSMAR數據庫、Wind數據庫和巨潮咨詢網。關于樣本時間的選擇有兩點需要說明：第一，2008年以來中國的并購交易數量比較多，特別是有些公司在同一年多次發(fā)起并購，這能保證我們的并購頻率指標獲取更多的觀測值；第二，有些并購公告發(fā)布后，要經過一定的時間后才能確定該起并購事件是否成功，所以并沒有將樣本時間延長至2012年和2013年。

本文將并購的范圍限定為市場化交易特征明顯的資產收購、股權收購和吸收合并事件，不包括資產剝離、資產置換或債務重組等廣義形式的并購活動。樣本篩選原則如下：①剔除金融、保險行業(yè)的上市公司，剔除ST和*ST等特殊處理上市公司；②按并購公告日作為并購事件的統(tǒng)計標準，主并上市公司一年至少成功發(fā)生一次并購事件；③由于研究涉及的指標較多，個別指標缺失的數據通過查找上市公司年報予以補齊，無法查找到指標將該樣本從總體樣本中剔除。樣本的篩選結果如表1 所示，可以看出，過度自信管理層參與的并購事件占總樣本的52.107%，結果顯示，過度自信管理層更容易發(fā)起并購；而每年發(fā)生并購次數在2 次及以上的公司占總樣本的26.564%，這也與我國并購市場短期內連續(xù)、多次并購的基本特征相符。

表1 樣本分布

（二）變量的定義和模型設定

（1）并購頻率（被解釋變量）的度量與定義。與以往研究不同，本文針對一年內至少成功發(fā)生一次并購事件的主并上市公司進行研究。文中的并購頻率（MA_Fre）或并購頻繁程度，主要采用高頻率并購（HFre_MA）和并購次數(MA_Num)兩個變量來表征。我們對同一并購公告年份成功的并購事件首先按主并公司的證券代碼排序，然后再按并購公告日期進行統(tǒng)計，最后得到主并公司的年并購次數[3]。

由于本文研究的并購次數是以年為單位統(tǒng)計的，因此將每年發(fā)生2 次及以上的并購稱為高頻率并購（HFre_MA）①，并采用二值虛擬變量度量。當每年并購次數大于等于2 次時，HFre_MA 賦值為1，當每年只發(fā)生1 次并購時，HFre_MA賦值為0，通過構建Logit模型并進行參數估計。為了進一步體現(xiàn)并購次數之間的差異，在穩(wěn)健性檢驗中，直接采用上市公司一年內發(fā)生并購事件的合計數(MA_Num)這一離散變量直接表征并購的頻繁程度。由于MA_Num變量具有過離散特征，所以在穩(wěn)健性檢驗部分通過構建負二項多元回歸模型并進行參數估計②。

（2）管理層過度自信（解釋變量）的度量與定義。國內外大多學者接受并認可的管理層過度自信(CON)的度量方法主要有以下幾種：考察管理層的持股狀況變動[12,33]、公司的預測盈余與實際盈余比較[32,34-35]、相關主流媒體對管理層的評價[8,10]、管理層實施并購的頻繁程度[7,10,16,32]、公司歷史業(yè)績比較[10]、企業(yè)景氣指數變化衡量法[35]。由于管理層持股比例、并購頻率、高管相對薪酬等衡量方法與本文的變量具有一定的共線性和內生性，而相關主流媒體對管理層評價的數據又很難獲得，所以本文主要借鑒Lin等[34]、余明桂等[35]的研究方法與思路，采用公司預測盈余與實際盈余相比較的方法來衡量管理層過度自信。此外，我們還使用了企業(yè)景氣指數作為過度自信的另一度量標準來進行穩(wěn)健性檢驗。

我們從Wind數據庫中選擇了2008-2011年披露了業(yè)績預告的上市公司為衡量管理層過度自信的基本樣本。業(yè)績預告的類型主要包括四種悲觀預期（首虧、預減、略減和續(xù)虧）和四種樂觀預期（扭虧、預增、略增和續(xù)盈）。同時，大多數上市公司還公布了盈余（凈利潤）的變動幅度。我們在四種樂觀預期信息的基礎上進行分析，具體步驟為：

第一，度量上市公司管理層每一次樂觀預測的變化程度，并確定管理層此次業(yè)績預測的過度自信程度。例如，對于發(fā)布“預增”業(yè)績預測的公司，計算其預測凈利潤與實際凈利潤的差額及凈利潤的實際增長幅度，如果差額為正或預測凈利潤增長幅度大于實際凈利潤增長幅度，則管理層高估了公司的盈余增長，則定義此次預測為管理層過度自信，并將CON 賦值為1；反之，如果預測盈余小于實際盈余，則CON 賦值為0。如果業(yè)績預告的信息發(fā)布于實際預測期結束之后，該業(yè)績報告實際上就成了業(yè)績快報，此時將很難反映管理層過度自信的特征，將CON 賦值為0。同理，可以完成其他三種樂觀預測類型的偏差度量，并能最終確定管理層每一次業(yè)績預告的自信程度。

第二，根據第一步驟管理層業(yè)績預測的自信程度（CON）的賦值情況，綜合評定某一家上市公司管理層的過度自信程度。與前人研究不同的是，我們對管理層過度自信的衡量采取了更加謹慎的標準。我們規(guī)定，如果上市公司一年只發(fā)布1次或2次業(yè)績預測報告，則一年內CON值之和為1時，就可定義該公司管理層為過度自信，否則為非過度自信；如果上市公司一年發(fā)布的業(yè)績預測報告在3 次及以上，CON值之和至少為2時，才可定義該公司管理層為過度自信

第三，對于全年都沒有發(fā)布樂觀預測的上市公司，我們將其管理層定義為非過度自信，而對于整年都沒有發(fā)布過一次業(yè)績報告的上市公司的樣本予以剔除。

穩(wěn)健性檢驗中我們借助國家統(tǒng)計局網站公布的2008-2011年企業(yè)景氣指數來表征管理層過度自信的程度（CON1）。具體步驟為：

第一，按行業(yè)、按季度取得企業(yè)景氣指數數值，并求出某一行業(yè)年度平均景氣指數。

第二，將企業(yè)景氣指數與同一行業(yè)上市公司進行匹配。由于國家統(tǒng)計局公布的企業(yè)景氣指數的行業(yè)類別為：工業(yè)，建筑業(yè)，交通運輸、倉儲和郵政業(yè)，批發(fā)和零售業(yè)，房地產業(yè)，社會服務業(yè)，信息傳輸、計算機服務和軟件業(yè)，住宿和餐飲業(yè)等八大類，與證監(jiān)會公布的行業(yè)分類有一定區(qū)別，我們按照一致性和相近的原則進行匹配。

（3）管理層私利（解釋變量）的度量與定義。管理層私利變量主要通過管理層貨幣薪酬（Pay）和在職消費（Perks）兩個指標來衡量。貨幣薪酬指標采用上市公司管理層薪酬前三名之和的自然對數度量，穩(wěn)健性檢驗中管理層貨幣薪酬（Pay1）采用董事薪酬前三名之和的自然對數替代；關于在職消費水平的度量國內學者提出了基于支付的與經營活動有關的現(xiàn)金流量和管理費用等多種方法[24,36-37]。為了避免樣本選擇偏差③，也為了消除與貨幣薪酬產生嚴重的共線性④，本文借鑒李善民等[24]的做法采用二值虛擬變量來度量管理層的職消費水平（Perks），即當某一公司支付的其他與經營活動有關的現(xiàn)金流量高于其所在行業(yè)的中位數時，Perks 賦值為1，否則為0。穩(wěn)健性檢驗部分采用支付的其他與經營活動有關的現(xiàn)金流量調整后的自然對數度量（Perks1），如果支付的其他與經營活動有關的現(xiàn)金流量超過當年行業(yè)中位數，則取其之差的自然對數；反之，則取其之差絕對值的自然對數的相反數[24]。此外，理論上管理層私利還應包括管理層持股等內容，但是我國管理層持股的比例普遍偏低，因此在上市公司并購過程中，管理層可能基本不關心控制權稀釋問題。所以，我們并沒有把管理層持股作為文中的主要解釋變量，而是作為了控制變量進行分析。

（4）控制變量的度量和定義。本文的模型中加入如下控制變量：管理層持股比例（Share），采用年初高管持股比例表征；管理層權力（MP），虛擬變量，總經理和董事長兼任董事職位時取值為1，否則取為0；公司規(guī)模（Size），年初公司總資產的自然對數；可用現(xiàn)金流（CF），上期公司現(xiàn)金流量凈額/年初總資產；負債率水平（LEV），年初公司總負債/總資產；股權集中度（One），年初第一大股東持股比例；控制人類型（State），終極控制人為政府時取值為1，非政府時取值為0；公司成長性（TobinQ），（年初股權價值+年初負債賬面價值）/年初總資產，其中，年初股權價值=流通在外普通股股數×年初股價+非流通股股數或限售股×年初每股凈資產；地區(qū)法制環(huán)境指數（LEG），取自樊綱、王小魯等[39]中國市場化指數報告中2011年的數據，法制環(huán)境指數越大代表地區(qū)的法制水平越高，這可能會影響到管理層實施自利性并購的概率[40]。此外，為了控制各年份外部宏觀經濟環(huán)境和行業(yè)特征對頻繁并購的影響，我們還控制了年份（Year）和行業(yè)（IND）因素。

（5）實證模型設計。本文將上市公司并購頻率、管理層過度自信和私利動機整合于一個研究框架之下，實證模型具體設定如下，Controli是一系列控制變量：

四、實證檢驗與結果分析

（一）描述性統(tǒng)計

描述性統(tǒng)計表明（限于篇幅，未列，可索）。樣本公司年平均并購次數為1.382 次，有近27%的公司發(fā)生并購事件在1次以上且平均次數達到2.419次，再次表明了我國上市公司頻繁并購現(xiàn)象明顯；發(fā)生1 次以上并購事件的樣本公司管理層過度自信的比率為52.1%，只高于發(fā)生一次并購事件樣本公司0.8 個百分點，但是組間差異不明顯；而管理層貨幣薪酬和在職消費平均水平分組后無論是T 檢驗還是Mann-Whitney U檢驗，差異均較顯著，高頻率并購樣本公司明顯高于低頻率樣本公司，其他控制變量如資產規(guī)模（Size），負債率水平（LEV）和公司成長性（TobinQ）組間比較也有較大的差異。以上分析結果初步表明，管理層過度自信可能并不是我國上市公司高頻率并購的主要誘因，而管理層謀求私利才可能致使其頻繁發(fā)起并購。

（二）相關性分析

Pearson和Spearman相關分析顯示（由于變量較多，限于篇幅，未列示）：管理層過度自信（CON）與并購頻率（MA_Num 和HFre_MA）之間關系不顯著，與假設H1不符，而管理層私利（Pay和Perks）與并購頻率變量之間均在1%水平上顯著正相關，與假設H2一致。上市公司并購前一年的資產規(guī)模、負債率水平和TobinQ值也與并購頻率變量之間顯著正相關。除表征并購頻率的兩個被解釋變量之外，其余解釋變量之間的相關系數均不高于0.5，各解釋變量間存在弱相關性，基本可以判斷模型中不會存在嚴重的共線性問題，可以運用本文的基本模型進行回歸分析。

（三）回歸分析

表2 采用高頻率并購HFre_MA 作為并購頻率的度量指標，通過構建的基本模型進行了回歸分析，并進一步區(qū)分了管理層過度自信和非過度自信樣本，對管理層私利動機與頻繁并購之間的關系做了進一步檢驗。

草莓屬薔薇科，果實富含Vc、花色苷、酚類等多種營養(yǎng)物質，具有極高的營養(yǎng)價值和不一般的醫(yī)療保健功效，素有“水果皇后”的美稱。但草莓水分含量較高，組織嬌嫩，易損傷、易受微生物侵染而腐爛變質，不耐貯運[1]。因此，需要對草莓及時進行加工處理，以便延長貨架期，免受經濟損失。

模型（1）-（5）為全樣本分析。分別將過管理層過度自信（CON）、貨幣薪酬（Pay）、在職消費水平（Perks）及全部解釋變量引入模型，結果顯示：管理層過度自信對其發(fā)起頻繁的并購有著正向的影響，但是回歸系數的統(tǒng)計結果不顯著。這意味著，管理層的過度自信可能會影響到并購事件的發(fā)生與否，但是對于管理層短期內連續(xù)并購決策實施，過度自信卻不是主要的影響因素，假設H1沒有得到經驗數據的證實；而管理層貨幣薪酬（Pay）和在職消費水平（Perks）兩個變量無論是單獨引入模型還是聯(lián)合引入模型其系數都顯著為正，這說明管理層頻繁發(fā)起的并購更有可能是其謀求個人私利的重要表現(xiàn)形式，假設H2得到很好的驗證。

為了檢驗假設H3，模型（6）和（7）以管理層過度自信（CON）變量分組進行了分析。過度自信組和非過度自信組組間的貨幣薪酬（Pay）、在職消費（Perks）這兩個變量對并購頻率變動的影響是否存在顯著差異是驗證假設H3的主要判斷依據。研究發(fā)現(xiàn)，在管理層過度自信的樣本中，貨幣薪酬和在職消費均與公司并購頻率之間的回歸系數顯著為正，且較全樣本回歸中的系數顯著提高；而在管理層非過度自信的樣本中，管理層私利與高頻并購發(fā)生的機率的回歸系數卻沒有通過統(tǒng)計的顯著性檢驗，原因可能在于非過度自信管理層對頻繁并購的風險持有更加謹慎的態(tài)度，降低了其謀求私利對并購頻率的影響力。但是，為了克服傳統(tǒng)Wald檢驗的小樣本偏誤，本文又采用了自抽樣法（Bootstrap）來檢驗兩組之間貨幣薪酬和在職消費回歸系數差異的顯著性，經過該方法計算出的經驗P 值，表示了組間系數差異可能出現(xiàn)的概率。通過實際計算，在按過度自信分組的情況下貨幣薪酬和在職消費的系數差異對應的經驗P 值分別為0.074 和0.062，均達到10%水平上顯著，這也較好地證實了由于上市公司管理層的過度自信心理的存在，進一步刺激了管理層為獲取較高的貨幣薪酬和在職消費水平而發(fā)起高頻率并購的意愿，即：過度自信在管理層因私利驅動而頻繁發(fā)起并購的過程中確實起到了一定程度的“杠桿作用”，假設H3得到了驗證。

此外，對比所有模型發(fā)現(xiàn)，并購前公司的資產規(guī)模(Size)及成長性(TobinQ)也會顯著地影響上市公司并購發(fā)生的頻繁程度。管理層權力越大、公司可用現(xiàn)金流越多，管理層發(fā)起高頻率并購機率越小，但統(tǒng)計上并不顯著。隨著管理層持股比率的增加和公司所在地區(qū)法制環(huán)境的不斷完善，上市公司并購頻率有降低趨勢，但也沒有通過統(tǒng)計顯著性的檢驗。

綜合來看，中國并購市場短期內為什么連續(xù)、多次的并購事件層出不窮？雖然可能受管理層過度自信的影響，但背后更可能隱藏著管理層謀求貨幣薪酬和在職消費等私有收益最大化的強烈動機。盡管管理層持股對其發(fā)起頻繁并購有一定的抑制作用，但是由于我國管理層持股比例明顯偏低，沒有起到很好的長期激勵作用，致使并購過程中管理層獲利動機和公司長期持續(xù)的價值創(chuàng)造目標相悖。

表2 Logit回歸估計結果

（四）穩(wěn)健性檢驗

為了檢驗研究結果的穩(wěn)健性，本文進行了穩(wěn)健性測試（限于篇幅，未列，可索）。首先，以并購次數MA_Num作為被解釋變量，如前所述，由于該指標是多值非集聚離散變量，我們采用負二項回歸模型進行檢驗。結果顯示，管理層過度自信因素（CON）仍然沒有通過顯著性檢驗，假設H1沒有得到支持，而管理層貨幣薪酬（Pay）和在職消費（Perks）與并購頻率之間的系數均在5%水平上顯著，證實了假設H2；其次，將企業(yè)景氣指數法定義的過度自信（CON1）帶入模型，但其系數統(tǒng)計上仍不顯著。又采用董事薪酬前三名之和的自然對數替代（Pay1）和支付的其他與經營活動有關的現(xiàn)金流量調整后的自然對數度量（Perks1）作為管理層貨幣薪酬和在職消費的替代變量，系數顯著為正，與之前結果一致；第三，以CON 進行分組、分別檢驗Pay1、Perks1 與并購次數MA_Num 之間的關系，在過度自信樣本中，Pay1 和Perks1 的系數顯著為正，非過度自信樣本中，Pay1和Perks1的系數為正，但不顯著，假設H3得到證實。最后，以CON1 分組、分別檢驗Pay、Perks 與并購次數MA_Num之間的關系，也得出了相同結論，假設H3又得以驗證?？傊黜椃€(wěn)健性檢驗進一步支持了表2的研究結果。

五、研究結論及政策建議

（一）研究結論

本文研究結果表明，雖然發(fā)起并購事件的上市公司管理層普遍存在過度自信，但過度自信并不是管理層短期內頻繁并購的主要動因；管理層貨幣薪酬與在職消費水平越高，越容易使其頻繁發(fā)起并購，這表明，管理層發(fā)起連續(xù)、多次并購活動更可能是受其謀求自身利益最大化動機的強烈驅動，支撐了代理動機理論；當管理層過度自信心理普遍存在時，更大程度地強化其為了追求“高薪金”和“高消費”而發(fā)起高頻率并購的意愿和動機，進一步證實了追求私利才是管理層頻繁并購的主要誘因，而過度自信扮演的是“杠桿的角色”。盡管很多學者認為管理層的學習效應會降低其發(fā)起低效率并購的頻率[5,13]，但短期內學習效應是很難體現(xiàn)出來的。所以，本文在初步得出的經驗證據基礎上“大膽臆測”，在我國上市公司代理問題比較突出情況下，短期內連續(xù)、多次并購可能是管理層“隧道行為”的一種重要表現(xiàn)形式，當然這還有待學界與實務界進一步討論與爭辯。

（二）政策建議

本文的研究凸顯了對上市公司管理層實施并購等重大投資活動監(jiān)管的必要性和迫切性，對于有著過度自信傾向的管理層，股東大會和董事會應該加強對其所從事并購活動的監(jiān)督和激勵。

（1）加強對管理層實施并購決策監(jiān)督的力度。首先，股東大會應要求管理層客觀地評價并購項目的可行性，對并購項目的市場需求、項目收益、項目風險要做詳細的分析和評價。對投資額度巨大并購項目，要求管理層必須提供風險承受度分析、風險應對措施及突發(fā)事件的風險預警措施。其次，要求管理層提供詳盡的并購盡職調查報告，特別是要充分披露并購的目標方是否有巨額的未清償債務，是否面臨未決訴訟將產生的經濟賠償，是否存在產品質量糾紛等。最后，對并購決策失誤造成的公司損失，要追究管理層的責任，給予降職、減薪或辭退等處罰，有明顯侵蝕股東利益、造成社會惡劣影響的管理層，還要追究其民事或刑事責任。

（2）完善對管理層并購決策的激勵機制。在我國當前資本市場并不十分完善的情況下，適度給予管理層激勵是必要的，這能弱化管理層參與無效的企業(yè)并購[40]。上市公司應根據并購績效，合理制定管理層的激勵機制，不能只重視追求“并購規(guī)?！钡奈镔|、職位晉升等激勵形式，而忽視了確?！安①徺|量”的制度安排，要給予管理層一定的股權激勵并建立并購績效的“長期問責制”，促使管理層與公司的長期利益相結合，降低其短視行為造成的公司價值毀損。

注 釋：

① 國外學者認為3年內發(fā)生5 次并購可算是頻繁并購（Doukas and Petmezas，2007），年平均并購次數為1.7 次。由于本文研究的并購次數是以年為單位統(tǒng)計的，因此將每年發(fā)生2次及以上的并購稱為高頻率并購。

② 當被解釋變量是非二值的離散變量時，可采用泊松回歸和負二項回歸來進行參數估計。泊松回歸要求被解釋變量具有集聚性，即方差等于均值。而上市公司每年并購的次數具有過離散特征，如果使用泊松回歸分析，可能會低估參數的標準誤差，高估其顯著性水平。所以在穩(wěn)健性檢驗部分，當被解釋變量為并購次數時，本文采用負二項回歸模型進行參數估計。

③ 陳冬華等（2005）、周仁俊等（2010）國內很多學者在表征在職消費的指標時，采取兩市年報附注中“支付的其他與經營活動有關的現(xiàn)金流量”項目中的八類明細費用合計數的自然對數表征。但是，由于年報中披露這些明細費用并發(fā)生并購事件的上市公司數量并不多，為了保留更多的研究樣本，本文沒有采用該方法度量在職消費水平。

④ 權小鋒、吳世農等（2010）在表征在職消費的指標時，取自管理費用中扣除高管、董事以及監(jiān)事會成員薪酬、計提的壞賬準備、存貨跌價準備以及當年的無形資產攤銷額等明顯不屬于在職消費的項目后的金額的自然對數。按照這種方法，在職消費指標在計算時要扣除公司管理層的貨幣薪酬，這樣就會與貨幣薪酬指標產生共線性。所以，本文也沒有采用該方法度量在職消費水平。

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