现金持有、并购决策与高管私有收益

张芳芳

摘 要 以我国沪深A股上市公司发生的并购交易作为研究样本，采用多元回归模型研究了不同的现金持有状况下，公司的并购决策对管理者私有收益产生的影响。研究结果表明：现金持有超额公司高管的货币薪酬和在职消费受到并购决策的显著正向影响，现金持有超额公司发起成功并购交易一年后，其高管的货币薪酬和在职消费均显著增加；而公司的并购决策对现金持有不足公司高管的货币薪酬和在职消费不存在显著影响。这一研究结论表明公司持有超额现金为高管谋取个人私利行为提供了“温床”，从而诱使高管做出有损股东财富的投资决策。因此公司超额现金持有具有负面价值效应，代理动因对现金持有超额公司发动的并购交易更具有解释力。

关键词 现金持有；并购决策；高管私有收益

[中图分类号]F276.6 [文献标识码] A [文章编号]1673-0461（2018）10-0028-09

一、引 言

根据CVSource投中数据终端显示，2009～2015年我国上市公司发生的并购交易数量和披露的并购金额呈现逐年上升趋势。2016年，由于受到国企改革、巨头合并、政策监管加紧、增强风险投资等多重因素影响，中国并購市场回落趋稳。即便如此，2016 年中国并购市场仍然宣布并购交易案例8 380起，披露金额案例数量6 642起，披露交易规模 5 406.2亿美元，平均单笔交易金额为8 139.42万美元。并购不仅是我国资本市场上最重要的社会资源重新配置的手段之一（刘淑莲，2010）[1]，也是公司重要的投资行为，每年都有巨额资金用于并购交易。从我国逐年增加的并购交易数量和交易金额来看，虽然并购交易的投资风险较大，但是仍然挡不住公司发动并购交易的“热情”，甚至有“相当一部分”公司的高管还频繁发动并购交易（Malmendier and Tate，2008）[2]。对于这一现象，国内外学者从管理者自大假说和委托代理关系两个角度进行分析，并形成了并购动因的过度自信理论（Overconfidence Hypothesis）和代理理论（Agency Theory）。但是这两大动因理论关于并购后主并公司高管私有收益的研究结论存在显著差异。并购的过度自信动因理论认为，过度自信的管理者并不会通过并购追求额外激励（Gervais et al.，2003）[3]；而并购的代理动因理论认为，公司高管通过发动并购交易可以获得更高的薪酬水平和更多的在职消费（张鸣和郭思永，2007；陈庆勇和韩立岩，2008；李善民等，2009）[4-6]。由此可见，并购的过度自信动因理论与代理动因理论关于并购后主并公司高管私有收益的研究结论存在显著差异。

与现金持有不足公司相比，公司持有超额现金既增加了高管过度自信的“资本”，也增加了高管为了谋取个人私利而滥用现金的机会，这两种“增加”的主要表现方式均是发动并购交易（Jensen，1986；Roll，1986）[7-8]。而两者的区别主要体现在并购决策对并购后公司高管私有收益的影响不同。那么，现金持有超额公司的并购决策对并购后高管私有收益会产生什么影响？在不同的现金持有状况下，公司的并购决策对并购后高管私有收益的影响是否存在差异性？为了回答上述问题，本文通过构建计量模型实证分析不同的现金持有状况下，公司的并购决策对高管私有收益产生的影响，从主并公司高管私有收益的视角检验现金持有超额公司的并购动因，进而为研究企业超额现金持有经济后果提供经验证据。本文具体内容安排如下：第二部分为理论分析与研究假设；第三部分为研究设计，包括样本选取、数据来源、模型设定与变量说明；第四部分为实证结果分析，包括描述性统计分析、相关性分析、回归结果分析和稳健性检验；第五部分为本文的研究结论。

二、理论分析与研究假设

委托代理理论认为，由于委托人和代理人的效用函数不同，代理人会追求自己的利益最大化，从而做出损害委托人利益的决策。设计合理的管理者薪酬制度能够有效地缓解企业所有权与控制权分离所引发的代理问题（Jensen and Meckling，1976）[9]。国内外学者基于委托代理理论的视角形成了大量与管理者薪酬相关的研究成果，但是对于公司并购行为与管理者薪酬之间关系的研究起步较晚。

Khorana and Zenner（1998）[10]研究发现，主并公司管理层的薪酬水平与公司规模存在显著正相关关系，且成功的并购能够增加管理层的薪酬。Coer et al.（1999）[11]研究表明，公司的CEO通过并购交易增加了公司的资产规模，并以管理的资产增加为契机要求提高薪酬水平。Bliss and Rosen（2001）[12]以1986～1995年的银行并购交易为样本，研究了并购与CEO薪酬之间的关系。研究发现，并购交易既没有提高主并银行的经营业绩，也没有使主并银行获得正的超额收益。在并购事件宣告后，主并银行的股票价格下跌，而与此同时，银行CEO的薪酬却实现了净增长。研究还发现，CEO的股权性薪酬比重越大，发动并购的可能性越低，这表明薪酬结构是管理层发动并购交易动机的重要影响因素。Datta et al.（2001）[13]研究了主并公司管理者薪酬结构对并购决策的影响，研究发现主并公司管理层的股权薪酬水平与并购宣告期间及之后的以股价衡量的并购绩效显著正相关。与股权薪酬水平较低的管理者相比，股权薪酬水平高的管理者倾向于选择更具成长性的目标公司，且在并购中支付较低的溢价，并愿意承担更多的由并购产生的风险。Bebchuk et al.（2002）[14]认为，频繁的并购除了使管理层得到更高的威望等精神收益外，也使他们获得了巨大的货币收益。Grinstein and Hribar（2004）[15]研究了CEO的薪酬水平对并购交易的影响，研究发现，公司CEO通过影响董事会的决策在并购交易完成后获得更多的报酬。Harford and Li（2007）[16]研究了主并公司管理者薪酬政策对CEO推动并购动机的影响。研究发现，并购交易发生后主并公司CEO的薪酬和总财富对并购绩效（以股价衡量）的负效应并不敏感，但当主并公司存在强势董事会时，这一敏感性将会增加。同时，研究还发现主并公司CEO的总财富水平会随着并购绩效（以股价衡量）的上升而增加。

张鸣和郭思永（2007）[4]、陈庆勇和韩立岩（2008）[5]等学者研究发现，中国上市公司的高管有强烈的动机通过并购交易来增加自己的薪酬水平。李善民等（2009）[6]探讨了公司高管发动并购交易与谋取个人私有收益之间的关系，研究发现，公司高管通过发动并购交易可以获得更高的薪酬水平和更多的在职消费，并购已经成为中国上市公司高管谋取个人私有收益的机会主义行为。中国上市公司高管薪酬制度与国外的制度环境不同，管理者发动成功的并购交易后并不能获得一次性奖励性薪酬，这进一步加剧了高管通过发动并购交易谋取其他替代性私有收益的行为，例如扩大在职消费的动机。李小燕和陶军（2011）[17]研究发现国有企业和民营企业的并购交易与高管薪酬之间的关系存在不同，国有企业的高管具备利用并购交易增加私人收益的动机和条件，而民营企业的高管面临相对激烈的市场竞争环境和严格的内部监管，提高并购业绩是他们增加私人收益的最佳选择。张广宝和施继坤（2012）[18]研究了并购频率对管理层货币薪酬和在职消费水平的影响，研究发现管理层过度自信的上市公司的并购频率与管理层货币薪酬和在职消费之间存在显著正相关关系，表明过度自信管理层更可能为了谋取个人私利动机而发起高频率的并购交易。

国内外学者的研究成果从不同的视角检验了公司并购行为对管理层薪酬的影响。概括来说，主要体现在以下两个方面：一方面，并购作为资本市场上最重要的社会资源重新配置的手段之一（刘淑莲，2010）[1]，公司通过并购交易能够扩大其资产规模，从而使管理层因管理公司资产规模的扩大而增加其薪酬水平（Khorana and Zenner，1998；Coer et al.，1999；等）[10-11]。另一方面，作为一项浩大的投资行为，从并购的前期准备阶段到并购后的整合阶段管理层都需要花费大量的时间和精力，根据“按劳分配”原则，并购交易给管理层要求提高自己的薪酬水平提供了一个有力的契机。基于以上两点，作为公司股东的代理人，即使并购交易不利于实现股东财富最大化，管理层也有强烈的动机通过并购交易来提高自身的薪酬水平，实现其私利最大化。

但是，国内外学者在研究公司并购行为对管理层薪酬的影响时，并没有考虑到公司的现金持有状况。公司的现金持有状况对其面临的风险状况及其投资决策都会产生重大影响。与现金持有不足的公司相比，现金持有超额公司面临现金短缺风险和财务风险的可能性较低，这在一定程度上为公司管理层滥用自由现金流谋取个人私利创造了条件。Jensen（1986）[7]指出，超额持有现金的公司更可能做出减少企业价值的投资决策。Jensen的结论得到了众多学者研究成果的支持。Richardson（2006）[19]研究发现，公司拥有的自由现金流越多，越有可能发生过度投资。Harford（1999）[20]研究指出，并购交易是持有超额现金储备公司做出的减少企业价值的特殊投资决策。而现金持有不足公司面临着较高的现金短缺风险和财务风险，为了防止公司破产或被收购，公司管理层在选择投资决策时，不会只考虑到谋取个人私利，可能更倾向于选择有利于增加企业财富的投资决策，也就是说，现金持有不足公司发动的并购交易对管理层的薪酬水平不会产生显著的影响。

借鉴李善民等（2009）[6]的观点，本文采用涵盖更广泛的“高管私有收益”概念取代以往研究中的“高管薪酬”概念，具體包括高管的货币薪酬和在职消费。根据以上分析，本文提出下面两个假设：

假设1：在控制其他因素影响的前提下，如果现金持有超额公司前一年发动了成功的并购交易，则并购后一年公司高管的货币薪酬和在职消费将呈现增大的趋势。

假设2：在控制其他因素影响的前提下，现金持有不足公司前一年是否发动成功的并购交易对并购后一年公司高管的货币薪酬和在职消费不存在显著影响。

三、研究设计

（一）样本选取与数据来源

本文以2009～2013年我国沪深A股上市公司为研究对象，剔除金融、保险业上市公司，最终得到9 686个样本，构成上市公司样本数据库。为了得到并购研究样本，本文按照以下标准对2009年1月1日至2013年12月31日沪深A股上市公司发生的并购事件进行了筛选：①由于非上市公司相关数据难以取得，因此本文仅保留主并公司是上市公司的并购事件；②将并购限定为上市公司资产收购、股权转让和吸收合并的行为，不包括资产剥离、资产置换和债务重组、股份回购等广义形式的并购活动；③由于金融保险行业的特殊性，本文剔除了主并公司属于金融、保险业的并购样本；④对于同一主并公司在一年内宣告两笔或两笔以上的并购交易，本文仅保留该上市公司在该年内宣告的交易总价最大的并购交易。根据上述标准对并购样本进行初步处理后，最终得到3 343笔成功并购样本。

并购相关数据来自国泰安数据库中的中国上市公司并购重组研究数据库；主并公司高管的相关原始数据来自国泰安数据库中的中国上市公司治理结构研究数据库；而主并公司样本期间各年末财务数据来自国泰安其他数据库。缺失的样本数据主要通过巨潮资讯网站、上海证券交易所和深圳证券交易所公布的年度报告信息进行补充。所有数据的预处理工作均在Excel 2010中进行，对预处理后的数据则在STATA 11.0中进行统计分析，同时为了克服财务指标离群值的影响，本文对主要连续变量进行了Winsorized缩尾处理。

（二）模型设计与变量说明

⒈现金持有估计模型

由于目标现金持有量的不可观测性，研究中可以选择历史均值、行业均值等作为目标现金持有量的替代变量（Opler et al，1999）[21]。Bruinshoofd and Kool（2004）[22]研究表明，以公司特征为基础来估算目标现金持有量能够提高估算结果的准确性和有效性。因此，本文借鉴Opler et al.（1999）[21]的现金持有估计模型（1），用一系列理论上预期对公司现金持有量产生影响的公司特征因素来预测公司的目标现金持有量。

Cashhold■■=α+βX■+？着■（1）

其中，α为常数项；？着■为干扰项；X■为影响公司现金持有量的公司特征因素，主要包括下列指标：现金流量（Cashflow）、公司规模（Size）、现金替代物（Nwc）、资本性支出（Capex）、财务杠杆（Lev）、投资机会（Mtb）、股利支付（Div）。上述相关变量的变量定义与预期符号见表1。

本文利用现金持有估计模型（1）预测样本公司的正常现金需求。当样本公司的实际现金持有量大于预期的正常现金需求时，则该公司为现金持有超额公司；当样本公司的实际现金持有量小于预期的正常现金需求时，则该公司为现金持有不足公司。

2.并购决策与高管私有收益

现金持有超额公司发动的并购会不会给高管带来更大的私有收益呢？这也是有待本文实证分析的核心问题。因此，本文借鉴Grinstein and Hribar（2004）[15]和李善民等（2009）[6]的研究模型，构建如下两个基本模型，分别检验公司现金持有状况不同时，并购决策与高管的货币薪酬和在职消费之间的关系：

HP■=α■+α■MA■+α■Sales_growth■+α■Control■+α■ROA■+α■MP■+α■Size■+α■Lev■+α■MH■+？着■（2）

CP■=α■+α■MA■+α■Sales_growth■+α■Control■+α■ROA■+α■MP■+α■Size■+α■Lev■+α■MH■+？着■（3）

模型（2）中的被解释变量为高管货币薪酬（HP），用并购后一年金额最高的前三名高管的货币薪酬的自然对数作为代理变量；模型（3）中的被解释变量为高管在职消费（CP），借鉴权小锋等（2010）[23]的做法①，采用并购后一年管理费用扣除董事、监事及高管年薪总额和当年无形资产摊销额后的差额的自然对数作为代理变量。模型（2）和模型（3）的解释变量为虚拟变量——并购决策（MA），用来衡量公司是否发动成功的并购交易。如果上市公司在特定年份发起了成功的并购交易，则解释变量MA赋值为1，而如果上市公司在特定年份没有发起并购交易或发动的并购交易没有成功，则解释变量MA赋值为0。在借鉴了杜兴强和王丽华（2007）[24]、李善民等（2009）[6]、权小锋等（2010）[23]等研究的基础上，本文选择了财务杠杆（LEV）、发展速度（Sales_growth）、盈利能力（ROA）、高管持股（MH）、管理层权利（MP）和股权集中度（Control）等一系列影响上市公司高管货币薪酬和在职消费的变量，作为模型（2）和模型（3）的控制变量。

模型（2）和模型（3）的各变量的具体定义与说明见表2。

四、实证结果分析

（一）描述性统计

根据模型（1）的回归结果可以得到样本公司现金持有状况与并购交易情况如表3。表3的数据显示，在2009～2013年的9 686个样本中，现金持有超额公司为3 405个，比例约为35.15%，其中有36.15%（即1 231个）发动了成功并购交易；现金持有不足公司为6 281个，比例约为64.85%，其中有33.63%（即2 112个）发动了成功并购交易。

表4列示了现金持有超额公司实施并购的全样本，以及按并购决策分组后各主要变量的描述性统计结果。发动成功并购（MA=1）的现金持有超额公司的高管货币薪酬、在职消费的均值和中位数，均高于并购不成功和未发动并购（MA=0）的现金持有超额公司的高管货币薪酬、在职消费的均值和中位数。上述结果在未经过多元回归检验的情况下可以初步说明，如果现金持有超额公司前一年发动了成功的并购交易，则并购后一年公司高管的货币薪酬和在职消费将呈现增大的趋势，因而假设1得到初步验证。

表5列示了现金持有不足公司实施并购的全样本，以及按并购决策分组后各主要变量的描述性统计结果。根据表4和表5所列示的数据显示，无论是现金持有超额样本公司还是现金持有不足样本公司，发动成功并购的公司（MA=1）在并购后一年的资产负债率的均值和中位数均高于并购不成功公司和未发动并购公司（MA=0）在并购后一年的资产负债率的均值和中位数；而发动成功并购（MA=1）的现金持有超额公司并购后一年的资产负债率的均值和中位数均低于发动成功并购（MA=1）的现金持有不足公司并购后一年的资产负债率的均值和中位数，这表明现金持有超额公司并购后的债务融资比例低于现金持有不足公司。

表4和表5列示的数据显示，在现金持有超额公司和现金持有不足公司中，发动成功并购的公司（MA=1）在并购后一年的ROA的均值和中位数均高于并购不成功公司和未发动并购的公司（MA=0）在并购后一年的ROA的均值和中位数，这表明无论是现金持有不足公司还是现金持有超额公司，发动成功并购（MA=1）公司的未来盈利能力高于并购不成功和未发动并购（MA=0）的公司；同时，发动成功并购（MA=1）的现金持有超额公司并购后一年的ROA的均值和中位数均大于发动成功并购（MA=1）的现金持有不足公司并购后一年的ROA的均值和中位数，这表明发动成功并购（MA=1）的现金持有超额公司的未来盈利能力高于发动成功并购（MA=1）的现金持有不足公司。

（二）相关性分析

为了避免模型中存在严重的多重共线性对回归结果产生不利影响，本文在对模型（1）、模型（2）进行回归分析之前，采用Spearman相关系数对模型的解釋变量和全部控制变量进行相关性分析。表6和表7分别列示了现金持有超额样本公司和现金持有不足样本公司模型（2）和模型（3）的主要变量之间的Spearman相关系数。从表6和表7相关性分析的结果来看，现金持有超额样本公司与现金持有不足样本公司的各变量之间的两两相关系数的绝对值均小于0.5，表明模型（2）和模型（3）的解释变量与全部控制变量之间的相关性均较弱，变量之间的多重共线性不会对模型（2）和模型（3）的回归结果产生严重的不利影响。

（三）回归分析结果

本文通过构建两个多元回归模型来检验公司现金持有状况不同时，分别检验公司现金持有状况不同时，并购决策与管理层的货币薪酬和在职消费之间的关系，结果如表8所示。其中现金持有超额样本公司的回归结果显示，并购决策在模型（2）和模型（3）中的回归系数分别为0.021 2和0.043 7，并且分别在10%和1%的置信水平上显著，这表明现金持有超额公司高管的货币薪酬和在职消费受到并购决策的显著正向影响，现金持有超额公司发动成功并购交易一年后，其高管的货币薪酬和在职消费都有明显增长，这在一定程度有助于解释现金持有超额公司的高管更可能做出减少企业价值的投资决策的强烈动机，而这一动机的出发点可能是高管为了谋取并购后个人私利的最大化。因此，假设1得到了验证。现金持有不足样本公司的回归结果显示，并购决策在模型（1）和模型（2）中的回归系数在统计上均不显著，这表明现金持有不足公司高管的货币薪酬和在职消费与公司的并购决策不存在显著关系，假设2得到验证。

表8的回归分析结果显示，现金持有超额公司的成长性和现金持有不足公司的成长性与高管的在职消费均在1%的水平上显著正相关，这表明我国上市公司成长性使得管理层的在职消费显著增加，这与国外公司的薪酬激励机制不完全相同。根据表8列示的数据显示，现金持有不足公司第一大股东持股比例与高管在职消费在5%的水平上显著负相关，这表明大股东的存在对现金持有不足公司高管的在职消费水平起到一定的抑制作用。从表8的回归结果还可以看出，现金持有超额公司的ROA和现金持有不足公司的ROA与高管货币薪酬均在1%的水平上显著正相关，这表明管理层的货币薪酬会随着公司本期ROA的增长而增加，其原因是我国许多上市公司的董事会或薪酬委员会在制定高管货币薪酬时往往更加重视会计业绩指标（ROA），这与杜兴强和王丽华（2007）[24]、方军雄（2009）[25]的研究结论一致。本文的经验研究并没有发现高管权利（MP）与高管的货币薪酬和在职消费之间的显著关系。根据表8的回归结果显示，无论是现金持有超额公司还是现金持有不足公司，公司规模（Size）与高管货币薪酬和在职消费均在1%的水平上显著正相关。这表明公司发动并购会扩大公司规模，进而引起高管货币薪酬和在职消费的增加，这与Datta et al.（2001）[13]、张广宝和施继坤（2012）[18]的研究结论一致。从表8可以看出，当现金持有超额公司的财务风险增大时，高管货币薪酬有增长的趋势，但在统计上并不显著；而现金持有不足公司的财务风险增大时，高管的在职消费显著增长。这表明债权人对现金持有不足公司管理层的在职消费无法进行有效地制约，这与张广宝、施继坤（2012）[18]的研究结论一致。从表8的数据可以看出，现金持有不足公司的高管持股比例与高管货币薪酬在5%的水平上显著正相关，但与高管在职消费不存在显著关系。这表明现金持有不足公司高管持股比例的增加并不能有效地抑制高管货币薪酬的增长，反而使高管因权力的增大运用权力寻租，在一定程度上促使了高管货币薪酬的增长。其原因可能是目前我国大部分上市公司的高管持股比例较低，据笔者统计，在2010～2014年间，高管持股比例小于等于5%的上市公司高达8619家，高管持股比例大于5%小于等于25%的上市公司1 438家，而高管持股比例大于25%的上市公司為1 321家。较低的持股比例并不能有效地激励高管将其私有收益与公司长远的价值目标相结合，从主观上来说，高管更关注的还是其私人收益。

（四）稳健性检验

本文采取以下两种方法对研究结果进行稳健性检验：第一，借鉴李善民等（2009）[6]的做法，以“调整后的支付的其他与经营活动有关的现金流量的自然对数”②作为高管在职消费的替代变量，对模型（3）的回归结果进行稳健性检验，检验结果（如表9所示）与前文的研究结论基本一致；第二，由于本年度的高管薪酬和可能部分体现了上年度的企业业绩（权小锋等，2010）[23]，因此本文采用滞后一期的盈利能力变量（ROA）替代本年度的盈利能力变量（ROA）对模型（2）、模型（3）的回归结果进行稳健性检验，检验结果（如表9和表10所示）与前文的研究结论基本一致。因此，本文的研究结论是稳健的。

五、研究结论

本文以2009～2013年我国沪深A股上市公司及该段时间内上市公司发生的并购交易作为研究样本，将公司现金持有状况、并购决策及高管的私有收益三者纳入同一研究框架，采用多元回归模型研究了不同的现金持有状况下，公司的并购决策对管理者私有收益产生的影响，并得出以下主要结论：

第一，现金持有超额公司高管的货币薪酬和在职消费受到并购决策的显著正向影响，现金持有超额公司发动成功并购交易一年后，其高管的货币薪酬和在职消费都有明显增长，这在一定程度有助于解释现金持有超额公司的高管更可能做出减少企业价值的投资决策的强烈动机，而这一动机的出发点可能是高管为了谋取并购后个人私利的最大化，从而表明代理动机对现金持有超额公司发动的并购交易更具有解释力。公司持有超额现金为高管谋取个人私利行为提供了“温床”，从而诱使高管作出有损股东财富的决策，因此公司持有超额现金具有负面价值效应。

第二，公司的并购决策对现金持有不足公司高管的货币薪酬和在职消费不存在显著影响，这表明而现金持有不足公司面临着较高的现金短缺风险和财务风险，为了防止公司破产或被收购，公司管理层在选择投资决策时，不会只考虑到谋取个人私利，可能更倾向于选择有利于增加企业财富的投资决策。

[注 释]

① 权小锋等（2010）[23]的研究以2004～2007年A股国有上市公司为样本，研究使用的财务数据期间为2004～2007年，其中，2007年的数据取自Wind旧版的财务报表，所以权小锋等（2010）[23]计算高管在职消费的具体做法是，管理费用扣除董事、高管以及监事会薪酬总额、计提的坏账准备、存货跌价准备以及当年的无形资产摊销额等明显不属于高管在职消费的项目后的金额。但是，2007年企业开始执行新的企业会计准则，新准则规定坏账准备、存货跌价准备等资产减值项目应当计入“资产减值损失”科目。本文以2008～2011年我国沪深上市公司及该段时间内我国上市公司发生并购交易作为研究样本，研究使用的数据期间是2007～2011年，所以本文中高管在职消费的具体计算做法是，管理费用扣除董事、监事及高管年薪总额以及当年的无形资产摊销额后的差额的自然对数。

② 关于“调整后的支付的其他与经营活动有关的现金流量的自然对数”，本文借鉴李善民等（2009）[6]的做法：如果支付的其他与经营活动有关的现金流量超过当年行业中值，则取其之差的自然对数；如果支付的其他与经营活动有关的现金流量低于当年行业中值，则取其之差绝对值的自然对数的相反数。

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