施繼坤，劉淑蓮，張廣寶,2b

（1.東北石油大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，黑龍江 大慶 163318；2.東北財(cái)經(jīng)大學(xué)a.會(huì)計(jì)學(xué)院；b.博士后科研流動(dòng)站，遼寧 大連 116025）

一、引言

近年來(lái)，我國(guó)上市公司管理層在短期內(nèi)連續(xù)發(fā)起多次并購(gòu)，或在一年內(nèi)進(jìn)行多次并購(gòu)已經(jīng)成為中國(guó)并購(gòu)市場(chǎng)中的一種“特殊現(xiàn)象”[1-3]，引起了國(guó)內(nèi)研究學(xué)者的極大關(guān)注。與高頻率并購(gòu)相對(duì)應(yīng)，公司連續(xù)并購(gòu)后大多沒(méi)有實(shí)現(xiàn)預(yù)期的績(jī)效增長(zhǎng)[4-6]。既然并購(gòu)未能創(chuàng)造價(jià)值，為什么管理層還要頻繁發(fā)起并購(gòu)？對(duì)此現(xiàn)象，國(guó)內(nèi)外學(xué)者大多以行為經(jīng)濟(jì)學(xué)理論分析，認(rèn)為管理層過(guò)度自信（overconfidence）是導(dǎo)致高頻率、低效率并購(gòu)的主要誘因[2,7-8]。然而，該解釋是否能更好地詮釋中國(guó)并購(gòu)市場(chǎng)的短期連續(xù)并購(gòu)行為，還有待商榷。管理層頻繁發(fā)起的并購(gòu)活動(dòng)，除了與其過(guò)度自信的行為偏差導(dǎo)致決策失誤外，是否還隱藏著管理層謀取個(gè)人私利（personal benefits）的動(dòng)機(jī)？因?yàn)閺睦硇浴敖?jīng)濟(jì)人”假設(shè)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(wù)置于個(gè)人利益之上。而本文將公司管理層的并購(gòu)行為與其過(guò)度自信、謀取個(gè)人私利的行為納入同一框架進(jìn)行研究，試圖回答：我國(guó)上市公司短期內(nèi)頻繁并購(gòu)的現(xiàn)象，更多是出于管理層過(guò)度自信，還是管理層謀求私利引發(fā)的并購(gòu)行為，抑或管理層過(guò)度自信與私利動(dòng)機(jī)相互作用的結(jié)果？

本文研究發(fā)現(xiàn)，管理層追求個(gè)人私利的動(dòng)機(jī)是上市公司高頻率并購(gòu)的主要誘因，而管理層過(guò)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(gòu)。我們的發(fā)現(xiàn)在一定程度上拓展了公司頻繁并購(gòu)動(dòng)因的理論研究，豐富了既有的學(xué)術(shù)文獻(xiàn)，具有有理論價(jià)值。同時(shí)，對(duì)于上市公司完善并購(gòu)交易過(guò)程中管理層監(jiān)督與激勵(lì)機(jī)制的制定，對(duì)于證監(jiān)會(huì)等監(jiān)管部門(mén)強(qiáng)化并購(gòu)重組內(nèi)幕交易的控制以及保護(hù)上市公司投資者的利益也具有非常重要的現(xiàn)實(shí)意義。

二、文獻(xiàn)回顧與理論假設(shè)

（一）文獻(xiàn)回顧

行為經(jīng)濟(jì)學(xué)主要是從管理層自負(fù)或過(guò)度自信的視角研究并購(gòu)動(dòng)因和并購(gòu)績(jī)效。過(guò)度自信是一種因人們對(duì)自身能力和知識(shí)了解程度不足而產(chǎn)生的偏差。1986年Roll將管理層的過(guò)度自信與資本市場(chǎng)中的并購(gòu)行為聯(lián)系起來(lái)，開(kāi)創(chuàng)性地提出公司并購(gòu)動(dòng)機(jī)的“自負(fù)假說(shuō)”[9]。在此之后，以管理者過(guò)度自信研究并購(gòu)動(dòng)因主要集中在三個(gè)方面：第一，過(guò)度自信的管理層相信自己對(duì)目標(biāo)公司的估價(jià)要優(yōu)于市場(chǎng)估價(jià)，從而過(guò)高估計(jì)并購(gòu)的協(xié)同效應(yīng)。對(duì)目標(biāo)公司價(jià)值的高估導(dǎo)致主并公司支付更多的并購(gòu)溢價(jià)[10-11]，使主并公司成為“倒霉的贏家”（winner’s curse）；第二，過(guò)度自信的管理層認(rèn)為自己的領(lǐng)導(dǎo)能力高于行業(yè)的平均水平，能夠發(fā)現(xiàn)目標(biāo)公司潛在的協(xié)同效應(yīng)[8]，過(guò)度自信心理導(dǎo)致管理層熱衷于進(jìn)行高頻率并購(gòu)[7]；第三，管理層在投資決策時(shí)對(duì)現(xiàn)金流過(guò)度敏感，當(dāng)公司內(nèi)部資金充裕、不需要通過(guò)外部資本市場(chǎng)融資時(shí)，過(guò)度自信的管理層更容易實(shí)施并購(gòu)活動(dòng)[8,12]。在分析上述三種動(dòng)機(jī)的基礎(chǔ)上，許多學(xué)者還檢驗(yàn)了過(guò)度自信管理層發(fā)起的并購(gòu)與主并公司并購(gòu)績(jī)效之間的關(guān)系。研究表明，過(guò)度自信的心理狀態(tài)會(huì)致使管理層高估主并公司未來(lái)連續(xù)并購(gòu)項(xiàng)目的現(xiàn)金流，低估并購(gòu)項(xiàng)目的風(fēng)險(xiǎn)。從并購(gòu)結(jié)果看，頻繁并購(gòu)并沒(méi)有達(dá)到預(yù)期并購(gòu)效應(yīng)，有的甚至降低了主并公司的價(jià)值[7-8,13]。盡管我國(guó)并購(gòu)市場(chǎng)的發(fā)展起步較晚，但國(guó)內(nèi)已有一些學(xué)者從過(guò)度自信的視角研究了我國(guó)的并購(gòu)問(wèn)題。國(guó)內(nèi)學(xué)者相關(guān)研究表明，公司管理層過(guò)度自信是驅(qū)動(dòng)其發(fā)起并購(gòu)的重要?jiǎng)右蛑籟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(gòu)動(dòng)因和績(jī)效。雖然過(guò)度自信可以在一定程度上說(shuō)明公司管理層頻繁發(fā)動(dòng)并購(gòu)的動(dòng)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(wèn)題。根據(jù)代理理論，管理層作為“經(jīng)濟(jì)人”存在的“機(jī)會(huì)主義傾向”，導(dǎo)致他們?cè)诮?jīng)營(yíng)管理中會(huì)產(chǎn)生職務(wù)怠慢、“掏空和侵占（tunneling and stealing）”股東利益等道德風(fēng)險(xiǎn)。如果管理層這種“損害和侵蝕”的成本過(guò)高，管理層總是傾向于通過(guò)并購(gòu)擴(kuò)大公司規(guī)模，構(gòu)建個(gè)人“帝國(guó)大廈”，以便管理更多的資產(chǎn)，提高個(gè)人收益[4,17-21]。這種連續(xù)并購(gòu)行為導(dǎo)致管理層進(jìn)行過(guò)度投資，損害股東的價(jià)值，從而引起負(fù)的市場(chǎng)反應(yīng)[22-23]。國(guó)內(nèi)學(xué)者的相關(guān)研究認(rèn)為，在我國(guó)上市公司的并購(gòu)重組交易過(guò)程中高管層存在一定程度的謀取私有收益的機(jī)會(huì)主義行為[24]，為了增加貨幣薪酬和提高在職消費(fèi)，高管總是樂(lè)于并購(gòu)?fù)顿Y[25-26]，高管層的薪酬水平越高，其發(fā)起的并購(gòu)行為可能越頻繁[27]。

已有文獻(xiàn)研究表明，有著過(guò)度自信管理層的公司更容易發(fā)起低效率的并購(gòu)活動(dòng)，管理層也更容易受到謀取私利動(dòng)機(jī)發(fā)起并購(gòu)。但現(xiàn)有研究的不足之處在于，大多單獨(dú)檢驗(yàn)過(guò)度自信或管理層私利與并購(gòu)頻率（merger frequency）間的關(guān)系，而鮮有將過(guò)度自信和謀求私利動(dòng)機(jī)同時(shí)嵌入一個(gè)框架的研究。前文分析表明，過(guò)度自信和謀取私利導(dǎo)致管理層做出有損于股東的并購(gòu)決策從某種意義上說(shuō)是有區(qū)別的，前者主要是由于管理層的認(rèn)知偏差、好大喜功造成的決策失誤，后者是因?yàn)榻?jīng)理層與股東之間的利益差異而產(chǎn)生的結(jié)果，如果單獨(dú)研究二者對(duì)頻繁并購(gòu)的影響，得出的結(jié)論也只是在各自的理論框架下進(jìn)行延伸和補(bǔ)充。但是，這兩者有時(shí)也會(huì)相互影響，管理層的過(guò)度自信也可能加大其與股東之間的利益沖突，擴(kuò)大其謀取個(gè)人私利的動(dòng)機(jī)和效應(yīng)，這一互相影響效應(yīng)在現(xiàn)有的研究中卻少有提及，也正是本文的一個(gè)積極探索之處。而近年來(lái)，中國(guó)并購(gòu)市場(chǎng)在一定期間內(nèi)發(fā)生的頻繁并購(gòu)現(xiàn)象恰好為本文研究提供了難得的契機(jī)和數(shù)據(jù)支持。

（二）理論假設(shè)

大量的認(rèn)知心理學(xué)文獻(xiàn)認(rèn)為，人們普遍有著過(guò)度自信的心理狀態(tài)，尤其是對(duì)自身知識(shí)等能力的過(guò)度自信。而國(guó)內(nèi)外很多學(xué)者的研究表明，公司管理層過(guò)度自信的程度通常高于一般大眾[28-29]。過(guò)度自信的管理層認(rèn)為自己具有更全面的知識(shí)、更多的管理技能和更強(qiáng)的掌控大局的能力[30]，他們往往高估公司預(yù)期收益和未來(lái)回報(bào)、低估出現(xiàn)不利結(jié)果的可能性[31]。而在公司的并購(gòu)決策中，過(guò)度自信的管理層通常也會(huì)高估其并購(gòu)的價(jià)值創(chuàng)造能力和整合能力，低估并購(gòu)產(chǎn)生的風(fēng)險(xiǎn)，從而導(dǎo)致其更容易實(shí)施高頻率和低效率的并購(gòu)?fù)顿Y活動(dòng)。由此分析，管理層過(guò)度自信的這種心理偏差可能會(huì)促使其頻繁發(fā)起并購(gòu)活動(dòng)。所以，提出假設(shè)H1。

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

盡管，過(guò)度自信理論可以解釋管理層頻繁發(fā)起并購(gòu)的動(dòng)機(jī)，但卻忽視了管理層自利的本性。根據(jù)代理理論，管理層出于“經(jīng)濟(jì)人”的自利特征，在投資決策中會(huì)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(shù)，因此管理層有著極大的動(dòng)機(jī)通過(guò)頻繁和多元化的并購(gòu)擴(kuò)大公司的經(jīng)營(yíng)管理規(guī)模，繼而為增加個(gè)人收益水平尋找“合理借口”。此外，并購(gòu)擴(kuò)張不僅會(huì)擴(kuò)大公司規(guī)模，還可能會(huì)提高管理層的社會(huì)地位、個(gè)人聲譽(yù)以及在職消費(fèi)等非貨幣性收益。與國(guó)外制度環(huán)境不同，中國(guó)上市公司管理層發(fā)動(dòng)成功的并購(gòu)后不存在獲得一次性獎(jiǎng)勵(lì)性薪酬的可能性，這只能進(jìn)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(kuò)大在職消費(fèi)的動(dòng)機(jī)）而頻繁發(fā)起并購(gòu)[24]。依此分析，提出假設(shè)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(huì)傾向發(fā)起高頻率的并購(gòu)活動(dòng)。

我國(guó)上市公司的管理環(huán)境及內(nèi)外部的監(jiān)督機(jī)制利于管理層過(guò)度自信心態(tài)的“滋生與成長(zhǎng)”。眾所周知，我國(guó)的上市公司很多是由國(guó)有企業(yè)改制組建，其他一些民營(yíng)上市公司也多為家族控股，這就導(dǎo)致了上市公司有很高的股權(quán)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(nèi)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(jī)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(huì)成為上市公司管理層滋生過(guò)度自信的“心理溫床”[32]。另一方面，在上市公司內(nèi)外部監(jiān)督機(jī)制不盡完善，責(zé)權(quán)利的合理分配與相互制約機(jī)制還沒(méi)有根本解決的情況下，很多上市公司的并購(gòu)決策都由“一把手”號(hào)召下的管理層“群體表決”做出，缺乏責(zé)任邊界約束、嚴(yán)重的從眾行為也會(huì)成為管理層過(guò)度自信適宜的“生長(zhǎng)土壤”。

此外，在新興轉(zhuǎn)軌的特定經(jīng)濟(jì)制度背景下，我國(guó)上市公司具有強(qiáng)烈的擴(kuò)張沖動(dòng)。對(duì)于管理層來(lái)說(shuō)，并購(gòu)重組后，公司經(jīng)營(yíng)規(guī)模、經(jīng)營(yíng)范圍和復(fù)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(chǔ)[25]。這樣來(lái)看，管理層頻繁發(fā)起并購(gòu)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(gòu)后沒(méi)有實(shí)現(xiàn)預(yù)期績(jī)效，責(zé)任也是由管理層“集體共擔(dān)”。所以，在缺乏長(zhǎng)期激勵(lì)與監(jiān)督的機(jī)制下，我國(guó)上市公司管理層普遍擁有的過(guò)度自信的心理狀態(tài)可能會(huì)加大其追求個(gè)人私利的意愿，并通過(guò)自身的特殊“決策地位”樂(lè)此不疲地實(shí)施連續(xù)、多次的并購(gòu)等投資活動(dòng)而實(shí)現(xiàn)其私利動(dòng)機(jī)的最大化。即過(guò)度自信能起到“杠桿作用”，會(huì)增加管理層為謀取私利而頻繁發(fā)起并購(gòu)的機(jī)率。依據(jù)以上分析，提出假設(shè)H3。

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

三、研究設(shè)計(jì)

（一）數(shù)據(jù)來(lái)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(gòu)事件的A股非金融類(lèi)主并上市公司，數(shù)據(jù)主要來(lái)源于CSMAR數(shù)據(jù)庫(kù)、Wind數(shù)據(jù)庫(kù)和巨潮咨詢網(wǎng)。關(guān)于樣本時(shí)間的選擇有兩點(diǎn)需要說(shuō)明：第一，2008年以來(lái)中國(guó)的并購(gòu)交易數(shù)量比較多，特別是有些公司在同一年多次發(fā)起并購(gòu)，這能保證我們的并購(gòu)頻率指標(biāo)獲取更多的觀測(cè)值；第二，有些并購(gòu)公告發(fā)布后，要經(jīng)過(guò)一定的時(shí)間后才能確定該起并購(gòu)事件是否成功，所以并沒(méi)有將樣本時(shí)間延長(zhǎng)至2012年和2013年。

本文將并購(gòu)的范圍限定為市場(chǎng)化交易特征明顯的資產(chǎn)收購(gòu)、股權(quán)收購(gòu)和吸收合并事件，不包括資產(chǎn)剝離、資產(chǎn)置換或債務(wù)重組等廣義形式的并購(gòu)活動(dòng)。樣本篩選原則如下：①剔除金融、保險(xiǎn)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(gòu)公告日作為并購(gòu)事件的統(tǒng)計(jì)標(biāo)準(zhǔn)，主并上市公司一年至少成功發(fā)生一次并購(gòu)事件；③由于研究涉及的指標(biāo)較多，個(gè)別指標(biāo)缺失的數(shù)據(jù)通過(guò)查找上市公司年報(bào)予以補(bǔ)齊，無(wú)法查找到指標(biāo)將該樣本從總體樣本中剔除。樣本的篩選結(jié)果如表1 所示，可以看出，過(guò)度自信管理層參與的并購(gòu)事件占總樣本的52.107%，結(jié)果顯示，過(guò)度自信管理層更容易發(fā)起并購(gòu)；而每年發(fā)生并購(gòu)次數(shù)在2 次及以上的公司占總樣本的26.564%，這也與我國(guó)并購(gòu)市場(chǎng)短期內(nèi)連續(xù)、多次并購(gòu)的基本特征相符。

表1 樣本分布

（二）變量的定義和模型設(shè)定

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

由于本文研究的并購(gòu)次數(shù)是以年為單位統(tǒng)計(jì)的，因此將每年發(fā)生2 次及以上的并購(gòu)稱為高頻率并購(gòu)（HFre_MA）①，并采用二值虛擬變量度量。當(dāng)每年并購(gòu)次數(shù)大于等于2 次時(shí)，HFre_MA 賦值為1，當(dāng)每年只發(fā)生1 次并購(gòu)時(shí)，HFre_MA賦值為0，通過(guò)構(gòu)建Logit模型并進(jìn)行參數(shù)估計(jì)。為了進(jìn)一步體現(xiàn)并購(gòu)次數(shù)之間的差異，在穩(wěn)健性檢驗(yàn)中，直接采用上市公司一年內(nèi)發(fā)生并購(gòu)事件的合計(jì)數(shù)(MA_Num)這一離散變量直接表征并購(gòu)的頻繁程度。由于MA_Num變量具有過(guò)離散特征，所以在穩(wěn)健性檢驗(yàn)部分通過(guò)構(gòu)建負(fù)二項(xiàng)多元回歸模型并進(jìn)行參數(shù)估計(jì)②。

（2）管理層過(guò)度自信（解釋變量）的度量與定義。國(guó)內(nèi)外大多學(xué)者接受并認(rèn)可的管理層過(guò)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(dòng)[12,33]、公司的預(yù)測(cè)盈余與實(shí)際盈余比較[32,34-35]、相關(guān)主流媒體對(duì)管理層的評(píng)價(jià)[8,10]、管理層實(shí)施并購(gòu)的頻繁程度[7,10,16,32]、公司歷史業(yè)績(jī)比較[10]、企業(yè)景氣指數(shù)變化衡量法[35]。由于管理層持股比例、并購(gòu)頻率、高管相對(duì)薪酬等衡量方法與本文的變量具有一定的共線性和內(nèi)生性，而相關(guān)主流媒體對(duì)管理層評(píng)價(jià)的數(shù)據(jù)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(yù)測(cè)盈余與實(shí)際盈余相比較的方法來(lái)衡量管理層過(guò)度自信。此外，我們還使用了企業(yè)景氣指數(shù)作為過(guò)度自信的另一度量標(biāo)準(zhǔn)來(lái)進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

我們從Wind數(shù)據(jù)庫(kù)中選擇了2008-2011年披露了業(yè)績(jī)預(yù)告的上市公司為衡量管理層過(guò)度自信的基本樣本。業(yè)績(jī)預(yù)告的類(lèi)型主要包括四種悲觀預(yù)期（首虧、預(yù)減、略減和續(xù)虧）和四種樂(lè)觀預(yù)期（扭虧、預(yù)增、略增和續(xù)盈）。同時(shí)，大多數(shù)上市公司還公布了盈余（凈利潤(rùn)）的變動(dòng)幅度。我們?cè)谒姆N樂(lè)觀預(yù)期信息的基礎(chǔ)上進(jìn)行分析，具體步驟為：

第一，度量上市公司管理層每一次樂(lè)觀預(yù)測(cè)的變化程度，并確定管理層此次業(yè)績(jī)預(yù)測(cè)的過(guò)度自信程度。例如，對(duì)于發(fā)布“預(yù)增”業(yè)績(jī)預(yù)測(cè)的公司，計(jì)算其預(yù)測(cè)凈利潤(rùn)與實(shí)際凈利潤(rùn)的差額及凈利潤(rùn)的實(shí)際增長(zhǎng)幅度，如果差額為正或預(yù)測(cè)凈利潤(rùn)增長(zhǎng)幅度大于實(shí)際凈利潤(rùn)增長(zhǎng)幅度，則管理層高估了公司的盈余增長(zhǎng)，則定義此次預(yù)測(cè)為管理層過(guò)度自信，并將CON 賦值為1；反之，如果預(yù)測(cè)盈余小于實(shí)際盈余，則CON 賦值為0。如果業(yè)績(jī)預(yù)告的信息發(fā)布于實(shí)際預(yù)測(cè)期結(jié)束之后，該業(yè)績(jī)報(bào)告實(shí)際上就成了業(yè)績(jī)快報(bào)，此時(shí)將很難反映管理層過(guò)度自信的特征，將CON 賦值為0。同理，可以完成其他三種樂(lè)觀預(yù)測(cè)類(lèi)型的偏差度量，并能最終確定管理層每一次業(yè)績(jī)預(yù)告的自信程度。

第二，根據(jù)第一步驟管理層業(yè)績(jī)預(yù)測(cè)的自信程度（CON）的賦值情況，綜合評(píng)定某一家上市公司管理層的過(guò)度自信程度。與前人研究不同的是，我們對(duì)管理層過(guò)度自信的衡量采取了更加謹(jǐn)慎的標(biāo)準(zhǔn)。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(jī)預(yù)測(cè)報(bào)告，則一年內(nèi)CON值之和為1時(shí)，就可定義該公司管理層為過(guò)度自信，否則為非過(guò)度自信；如果上市公司一年發(fā)布的業(yè)績(jī)預(yù)測(cè)報(bào)告在3 次及以上，CON值之和至少為2時(shí)，才可定義該公司管理層為過(guò)度自信

第三，對(duì)于全年都沒(méi)有發(fā)布樂(lè)觀預(yù)測(cè)的上市公司，我們將其管理層定義為非過(guò)度自信，而對(duì)于整年都沒(méi)有發(fā)布過(guò)一次業(yè)績(jī)報(bào)告的上市公司的樣本予以剔除。

穩(wěn)健性檢驗(yàn)中我們借助國(guó)家統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站公布的2008-2011年企業(yè)景氣指數(shù)來(lái)表征管理層過(guò)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(shù)數(shù)值，并求出某一行業(yè)年度平均景氣指數(shù)。

第二，將企業(yè)景氣指數(shù)與同一行業(yè)上市公司進(jìn)行匹配。由于國(guó)家統(tǒng)計(jì)局公布的企業(yè)景氣指數(shù)的行業(yè)類(lèi)別為：工業(yè)，建筑業(yè)，交通運(yùn)輸、倉(cāng)儲(chǔ)和郵政業(yè)，批發(fā)和零售業(yè)，房地產(chǎn)業(yè)，社會(huì)服務(wù)業(yè)，信息傳輸、計(jì)算機(jī)服務(wù)和軟件業(yè)，住宿和餐飲業(yè)等八大類(lèi)，與證監(jiān)會(huì)公布的行業(yè)分類(lèi)有一定區(qū)別，我們按照一致性和相近的原則進(jìn)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(guò)管理層貨幣薪酬（Pay）和在職消費(fèi)（Perks）兩個(gè)指標(biāo)來(lái)衡量。貨幣薪酬指標(biāo)采用上市公司管理層薪酬前三名之和的自然對(duì)數(shù)度量，穩(wěn)健性檢驗(yàn)中管理層貨幣薪酬（Pay1）采用董事薪酬前三名之和的自然對(duì)數(shù)替代；關(guān)于在職消費(fèi)水平的度量國(guó)內(nèi)學(xué)者提出了基于支付的與經(jīng)營(yíng)活動(dòng)有關(guān)的現(xiàn)金流量和管理費(fèi)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(chǎn)生嚴(yán)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(lái)度量管理層的職消費(fèi)水平（Perks），即當(dāng)某一公司支付的其他與經(jīng)營(yíng)活動(dòng)有關(guān)的現(xiàn)金流量高于其所在行業(yè)的中位數(shù)時(shí)，Perks 賦值為1，否則為0。穩(wěn)健性檢驗(yàn)部分采用支付的其他與經(jīng)營(yíng)活動(dòng)有關(guān)的現(xiàn)金流量調(diào)整后的自然對(duì)數(shù)度量（Perks1），如果支付的其他與經(jīng)營(yíng)活動(dòng)有關(guān)的現(xiàn)金流量超過(guò)當(dāng)年行業(yè)中位數(shù)，則取其之差的自然對(duì)數(shù)；反之，則取其之差絕對(duì)值的自然對(duì)數(shù)的相反數(shù)[24]。此外，理論上管理層私利還應(yīng)包括管理層持股等內(nèi)容，但是我國(guó)管理層持股的比例普遍偏低，因此在上市公司并購(gòu)過(guò)程中，管理層可能基本不關(guān)心控制權(quán)稀釋問(wèn)題。所以，我們并沒(méi)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(jìn)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(quán)力（MP），虛擬變量，總經(jīng)理和董事長(zhǎng)兼任董事職位時(shí)取值為1，否則取為0；公司規(guī)模（Size），年初公司總資產(chǎn)的自然對(duì)數(shù)；可用現(xiàn)金流（CF），上期公司現(xiàn)金流量?jī)纛~/年初總資產(chǎn)；負(fù)債率水平（LEV），年初公司總負(fù)債/總資產(chǎn)；股權(quán)集中度（One），年初第一大股東持股比例；控制人類(lèi)型（State），終極控制人為政府時(shí)取值為1，非政府時(shí)取值為0；公司成長(zhǎng)性（TobinQ），（年初股權(quán)價(jià)值+年初負(fù)債賬面價(jià)值）/年初總資產(chǎn)，其中，年初股權(quán)價(jià)值=流通在外普通股股數(shù)×年初股價(jià)+非流通股股數(shù)或限售股×年初每股凈資產(chǎn)；地區(qū)法制環(huán)境指數(shù)（LEG），取自樊綱、王小魯?shù)萚39]中國(guó)市場(chǎng)化指數(shù)報(bào)告中2011年的數(shù)據(jù)，法制環(huán)境指數(shù)越大代表地區(qū)的法制水平越高，這可能會(huì)影響到管理層實(shí)施自利性并購(gòu)的概率[40]。此外，為了控制各年份外部宏觀經(jīng)濟(jì)環(huán)境和行業(yè)特征對(duì)頻繁并購(gòu)的影響，我們還控制了年份（Year）和行業(yè)（IND）因素。

（5）實(shí)證模型設(shè)計(jì)。本文將上市公司并購(gòu)頻率、管理層過(guò)度自信和私利動(dòng)機(jī)整合于一個(gè)研究框架之下，實(shí)證模型具體設(shè)定如下，Controli是一系列控制變量：

四、實(shí)證檢驗(yàn)與結(jié)果分析

（一）描述性統(tǒng)計(jì)

描述性統(tǒng)計(jì)表明（限于篇幅，未列，可索）。樣本公司年平均并購(gòu)次數(shù)為1.382 次，有近27%的公司發(fā)生并購(gòu)事件在1次以上且平均次數(shù)達(dá)到2.419次，再次表明了我國(guó)上市公司頻繁并購(gòu)現(xiàn)象明顯；發(fā)生1 次以上并購(gòu)事件的樣本公司管理層過(guò)度自信的比率為52.1%，只高于發(fā)生一次并購(gòu)事件樣本公司0.8 個(gè)百分點(diǎn)，但是組間差異不明顯；而管理層貨幣薪酬和在職消費(fèi)平均水平分組后無(wú)論是T 檢驗(yàn)還是Mann-Whitney U檢驗(yàn)，差異均較顯著，高頻率并購(gòu)樣本公司明顯高于低頻率樣本公司，其他控制變量如資產(chǎn)規(guī)模（Size），負(fù)債率水平（LEV）和公司成長(zhǎng)性（TobinQ）組間比較也有較大的差異。以上分析結(jié)果初步表明，管理層過(guò)度自信可能并不是我國(guó)上市公司高頻率并購(gòu)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(gòu)。

（二）相關(guān)性分析

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

（三）回歸分析

表2 采用高頻率并購(gòu)HFre_MA 作為并購(gòu)頻率的度量指標(biāo)，通過(guò)構(gòu)建的基本模型進(jìn)行了回歸分析，并進(jìn)一步區(qū)分了管理層過(guò)度自信和非過(guò)度自信樣本，對(duì)管理層私利動(dòng)機(jī)與頻繁并購(gòu)之間的關(guān)系做了進(jìn)一步檢驗(yàn)。

草莓屬薔薇科，果實(shí)富含Vc、花色苷、酚類(lèi)等多種營(yíng)養(yǎng)物質(zhì)，具有極高的營(yíng)養(yǎng)價(jià)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(zhì)，不耐貯運(yùn)[1]。因此，需要對(duì)草莓及時(shí)進(jìn)行加工處理，以便延長(zhǎng)貨架期，免受經(jīng)濟(jì)損失。

模型（1）-（5）為全樣本分析。分別將過(guò)管理層過(guò)度自信（CON）、貨幣薪酬（Pay）、在職消費(fèi)水平（Perks）及全部解釋變量引入模型，結(jié)果顯示：管理層過(guò)度自信對(duì)其發(fā)起頻繁的并購(gòu)有著正向的影響，但是回歸系數(shù)的統(tǒng)計(jì)結(jié)果不顯著。這意味著，管理層的過(guò)度自信可能會(huì)影響到并購(gòu)事件的發(fā)生與否，但是對(duì)于管理層短期內(nèi)連續(xù)并購(gòu)決策實(shí)施，過(guò)度自信卻不是主要的影響因素，假設(shè)H1沒(méi)有得到經(jīng)驗(yàn)數(shù)據(jù)的證實(shí)；而管理層貨幣薪酬（Pay）和在職消費(fèi)水平（Perks）兩個(gè)變量無(wú)論是單獨(dú)引入模型還是聯(lián)合引入模型其系數(shù)都顯著為正，這說(shuō)明管理層頻繁發(fā)起的并購(gòu)更有可能是其謀求個(gè)人私利的重要表現(xiàn)形式，假設(shè)H2得到很好的驗(yàn)證。

為了檢驗(yàn)假設(shè)H3，模型（6）和（7）以管理層過(guò)度自信（CON）變量分組進(jìn)行了分析。過(guò)度自信組和非過(guò)度自信組組間的貨幣薪酬（Pay）、在職消費(fèi)（Perks）這兩個(gè)變量對(duì)并購(gòu)頻率變動(dòng)的影響是否存在顯著差異是驗(yàn)證假設(shè)H3的主要判斷依據(jù)。研究發(fā)現(xiàn)，在管理層過(guò)度自信的樣本中，貨幣薪酬和在職消費(fèi)均與公司并購(gòu)頻率之間的回歸系數(shù)顯著為正，且較全樣本回歸中的系數(shù)顯著提高；而在管理層非過(guò)度自信的樣本中，管理層私利與高頻并購(gòu)發(fā)生的機(jī)率的回歸系數(shù)卻沒(méi)有通過(guò)統(tǒng)計(jì)的顯著性檢驗(yàn)，原因可能在于非過(guò)度自信管理層對(duì)頻繁并購(gòu)的風(fēng)險(xiǎn)持有更加謹(jǐn)慎的態(tài)度，降低了其謀求私利對(duì)并購(gòu)頻率的影響力。但是，為了克服傳統(tǒng)Wald檢驗(yàn)的小樣本偏誤，本文又采用了自抽樣法（Bootstrap）來(lái)檢驗(yàn)兩組之間貨幣薪酬和在職消費(fèi)回歸系數(shù)差異的顯著性，經(jīng)過(guò)該方法計(jì)算出的經(jīng)驗(yàn)P 值，表示了組間系數(shù)差異可能出現(xiàn)的概率。通過(guò)實(shí)際計(jì)算，在按過(guò)度自信分組的情況下貨幣薪酬和在職消費(fèi)的系數(shù)差異對(duì)應(yīng)的經(jīng)驗(yàn)P 值分別為0.074 和0.062，均達(dá)到10%水平上顯著，這也較好地證實(shí)了由于上市公司管理層的過(guò)度自信心理的存在，進(jìn)一步刺激了管理層為獲取較高的貨幣薪酬和在職消費(fèi)水平而發(fā)起高頻率并購(gòu)的意愿，即：過(guò)度自信在管理層因私利驅(qū)動(dòng)而頻繁發(fā)起并購(gòu)的過(guò)程中確實(shí)起到了一定程度的“杠桿作用”，假設(shè)H3得到了驗(yàn)證。

此外，對(duì)比所有模型發(fā)現(xiàn)，并購(gòu)前公司的資產(chǎn)規(guī)模(Size)及成長(zhǎng)性(TobinQ)也會(huì)顯著地影響上市公司并購(gòu)發(fā)生的頻繁程度。管理層權(quán)力越大、公司可用現(xiàn)金流越多，管理層發(fā)起高頻率并購(gòu)機(jī)率越小，但統(tǒng)計(jì)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(gòu)頻率有降低趨勢(shì)，但也沒(méi)有通過(guò)統(tǒng)計(jì)顯著性的檢驗(yàn)。

綜合來(lái)看，中國(guó)并購(gòu)市場(chǎng)短期內(nèi)為什么連續(xù)、多次的并購(gòu)事件層出不窮？雖然可能受管理層過(guò)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(fèi)等私有收益最大化的強(qiáng)烈動(dòng)機(jī)。盡管管理層持股對(duì)其發(fā)起頻繁并購(gòu)有一定的抑制作用，但是由于我國(guó)管理層持股比例明顯偏低，沒(méi)有起到很好的長(zhǎng)期激勵(lì)作用，致使并購(gòu)過(guò)程中管理層獲利動(dòng)機(jī)和公司長(zhǎng)期持續(xù)的價(jià)值創(chuàng)造目標(biāo)相悖。

表2 Logit回歸估計(jì)結(jié)果

（四）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了檢驗(yàn)研究結(jié)果的穩(wěn)健性，本文進(jìn)行了穩(wěn)健性測(cè)試（限于篇幅，未列，可索）。首先，以并購(gòu)次數(shù)MA_Num作為被解釋變量，如前所述，由于該指標(biāo)是多值非集聚離散變量，我們采用負(fù)二項(xiàng)回歸模型進(jìn)行檢驗(yàn)。結(jié)果顯示，管理層過(guò)度自信因素（CON）仍然沒(méi)有通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，假設(shè)H1沒(méi)有得到支持，而管理層貨幣薪酬（Pay）和在職消費(fèi)（Perks）與并購(gòu)頻率之間的系數(shù)均在5%水平上顯著，證實(shí)了假設(shè)H2；其次，將企業(yè)景氣指數(shù)法定義的過(guò)度自信（CON1）帶入模型，但其系數(shù)統(tǒng)計(jì)上仍不顯著。又采用董事薪酬前三名之和的自然對(duì)數(shù)替代（Pay1）和支付的其他與經(jīng)營(yíng)活動(dòng)有關(guān)的現(xiàn)金流量調(diào)整后的自然對(duì)數(shù)度量（Perks1）作為管理層貨幣薪酬和在職消費(fèi)的替代變量，系數(shù)顯著為正，與之前結(jié)果一致；第三，以CON 進(jìn)行分組、分別檢驗(yàn)Pay1、Perks1 與并購(gòu)次數(shù)MA_Num 之間的關(guān)系，在過(guò)度自信樣本中，Pay1 和Perks1 的系數(shù)顯著為正，非過(guò)度自信樣本中，Pay1和Perks1的系數(shù)為正，但不顯著，假設(shè)H3得到證實(shí)。最后，以CON1 分組、分別檢驗(yàn)Pay、Perks 與并購(gòu)次數(shù)MA_Num之間的關(guān)系，也得出了相同結(jié)論，假設(shè)H3又得以驗(yàn)證?？傊黜?xiàng)穩(wěn)健性檢驗(yàn)進(jìn)一步支持了表2的研究結(jié)果。

五、研究結(jié)論及政策建議

（一）研究結(jié)論

本文研究結(jié)果表明，雖然發(fā)起并購(gòu)事件的上市公司管理層普遍存在過(guò)度自信，但過(guò)度自信并不是管理層短期內(nèi)頻繁并購(gòu)的主要?jiǎng)右?；管理層貨幣薪酬與在職消費(fèi)水平越高，越容易使其頻繁發(fā)起并購(gòu)，這表明，管理層發(fā)起連續(xù)、多次并購(gòu)活動(dòng)更可能是受其謀求自身利益最大化動(dòng)機(jī)的強(qiáng)烈驅(qū)動(dòng)，支撐了代理動(dòng)機(jī)理論；當(dāng)管理層過(guò)度自信心理普遍存在時(shí)，更大程度地強(qiáng)化其為了追求“高薪金”和“高消費(fèi)”而發(fā)起高頻率并購(gòu)的意愿和動(dòng)機(jī)，進(jìn)一步證實(shí)了追求私利才是管理層頻繁并購(gòu)的主要誘因，而過(guò)度自信扮演的是“杠桿的角色”。盡管很多學(xué)者認(rèn)為管理層的學(xué)習(xí)效應(yīng)會(huì)降低其發(fā)起低效率并購(gòu)的頻率[5,13]，但短期內(nèi)學(xué)習(xí)效應(yīng)是很難體現(xiàn)出來(lái)的。所以，本文在初步得出的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)基礎(chǔ)上“大膽臆測(cè)”，在我國(guó)上市公司代理問(wèn)題比較突出情況下，短期內(nèi)連續(xù)、多次并購(gòu)可能是管理層“隧道行為”的一種重要表現(xiàn)形式，當(dāng)然這還有待學(xué)界與實(shí)務(wù)界進(jìn)一步討論與爭(zhēng)辯。

（二）政策建議

本文的研究凸顯了對(duì)上市公司管理層實(shí)施并購(gòu)等重大投資活動(dòng)監(jiān)管的必要性和迫切性，對(duì)于有著過(guò)度自信傾向的管理層，股東大會(huì)和董事會(huì)應(yīng)該加強(qiáng)對(duì)其所從事并購(gòu)活動(dòng)的監(jiān)督和激勵(lì)。

（1）加強(qiáng)對(duì)管理層實(shí)施并購(gòu)決策監(jiān)督的力度。首先，股東大會(huì)應(yīng)要求管理層客觀地評(píng)價(jià)并購(gòu)項(xiàng)目的可行性，對(duì)并購(gòu)項(xiàng)目的市場(chǎng)需求、項(xiàng)目收益、項(xiàng)目風(fēng)險(xiǎn)要做詳細(xì)的分析和評(píng)價(jià)。對(duì)投資額度巨大并購(gòu)項(xiàng)目，要求管理層必須提供風(fēng)險(xiǎn)承受度分析、風(fēng)險(xiǎn)應(yīng)對(duì)措施及突發(fā)事件的風(fēng)險(xiǎn)預(yù)警措施。其次，要求管理層提供詳盡的并購(gòu)盡職調(diào)查報(bào)告，特別是要充分披露并購(gòu)的目標(biāo)方是否有巨額的未清償債務(wù)，是否面臨未決訴訟將產(chǎn)生的經(jīng)濟(jì)賠償，是否存在產(chǎn)品質(zhì)量糾紛等。最后，對(duì)并購(gòu)決策失誤造成的公司損失，要追究管理層的責(zé)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(huì)惡劣影響的管理層，還要追究其民事或刑事責(zé)任。

（2）完善對(duì)管理層并購(gòu)決策的激勵(lì)機(jī)制。在我國(guó)當(dāng)前資本市場(chǎng)并不十分完善的情況下，適度給予管理層激勵(lì)是必要的，這能弱化管理層參與無(wú)效的企業(yè)并購(gòu)[40]。上市公司應(yīng)根據(jù)并購(gòu)績(jī)效，合理制定管理層的激勵(lì)機(jī)制，不能只重視追求“并購(gòu)規(guī)?！钡奈镔|(zhì)、職位晉升等激勵(lì)形式，而忽視了確?！安①?gòu)質(zhì)量”的制度安排，要給予管理層一定的股權(quán)激勵(lì)并建立并購(gòu)績(jī)效的“長(zhǎng)期問(wèn)責(zé)制”，促使管理層與公司的長(zhǎng)期利益相結(jié)合，降低其短視行為造成的公司價(jià)值毀損。

注 釋：

① 國(guó)外學(xué)者認(rèn)為3年內(nèi)發(fā)生5 次并購(gòu)可算是頻繁并購(gòu)（Doukas and Petmezas，2007），年平均并購(gòu)次數(shù)為1.7 次。由于本文研究的并購(gòu)次數(shù)是以年為單位統(tǒng)計(jì)的，因此將每年發(fā)生2次及以上的并購(gòu)稱為高頻率并購(gòu)。

② 當(dāng)被解釋變量是非二值的離散變量時(shí)，可采用泊松回歸和負(fù)二項(xiàng)回歸來(lái)進(jìn)行參數(shù)估計(jì)。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(gòu)的次數(shù)具有過(guò)離散特征，如果使用泊松回歸分析，可能會(huì)低估參數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)誤差，高估其顯著性水平。所以在穩(wěn)健性檢驗(yàn)部分，當(dāng)被解釋變量為并購(gòu)次數(shù)時(shí)，本文采用負(fù)二項(xiàng)回歸模型進(jìn)行參數(shù)估計(jì)。

③ 陳冬華等（2005）、周仁俊等（2010）國(guó)內(nèi)很多學(xué)者在表征在職消費(fèi)的指標(biāo)時(shí)，采取兩市年報(bào)附注中“支付的其他與經(jīng)營(yíng)活動(dòng)有關(guān)的現(xiàn)金流量”項(xiàng)目中的八類(lèi)明細(xì)費(fèi)用合計(jì)數(shù)的自然對(duì)數(shù)表征。但是，由于年報(bào)中披露這些明細(xì)費(fèi)用并發(fā)生并購(gòu)事件的上市公司數(shù)量并不多，為了保留更多的研究樣本，本文沒(méi)有采用該方法度量在職消費(fèi)水平。

④ 權(quán)小鋒、吳世農(nóng)等（2010）在表征在職消費(fèi)的指標(biāo)時(shí)，取自管理費(fèi)用中扣除高管、董事以及監(jiān)事會(huì)成員薪酬、計(jì)提的壞賬準(zhǔn)備、存貨跌價(jià)準(zhǔn)備以及當(dāng)年的無(wú)形資產(chǎn)攤銷(xiāo)額等明顯不屬于在職消費(fèi)的項(xiàng)目后的金額的自然對(duì)數(shù)。按照這種方法，在職消費(fèi)指標(biāo)在計(jì)算時(shí)要扣除公司管理層的貨幣薪酬，這樣就會(huì)與貨幣薪酬指標(biāo)產(chǎn)生共線性。所以，本文也沒(méi)有采用該方法度量在職消費(fèi)水平。

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