【文章內(nèi)容簡介】 內(nèi)其他管理者的薪酬越高，說明CEO的地位越重要，也越易過度自信（Hayward 和Hambrick，1997）。Brown和Sarma（2006）發(fā)現(xiàn)，管理者的薪酬比例越高，他的控制力（dominance of power）越強(qiáng)。出于數(shù)據(jù)的可獲得性，我們選擇用“薪酬最高的前三名高管薪酬之和/所有高管的薪酬之和”來表示我國上市公司的會計(jì)報(bào)告中只披露薪酬最高的前三位高管的薪酬之和以及全部高管薪酬之和，因此，我們不能像Hayward 和Hambrick（1997）那樣采用管理者中第一高的薪酬與第二高的薪酬的比例來衡量，只能退而求其次，用“薪酬最高的前三名高管薪酬之和/所有高管的薪酬之和”來表示。盡管各公司的高管數(shù)目各不相同，但是，如果我們假定前三位高管為公司的最高管理者（或團(tuán)隊(duì)），而把所有高管視為一個(gè)團(tuán)隊(duì)，這樣，該指標(biāo)也能在一定程度上反映出最高管理者（甚至我們也可以直接說前三位高管）在整個(gè)管理團(tuán)隊(duì)中的重要性（從而各個(gè)公司在此基礎(chǔ)上可以進(jìn)行一定的比較），而其與Hayward 和Hambrick（1997）的思想也相符合。 。該值越高，說明管理者越過度自信。表1的Panel B部分列出了該變量的描述統(tǒng)計(jì)。我們統(tǒng)計(jì)了這兩種方法所衡量的變量之間的spearman相關(guān)系數(shù)（見表1的panel C）。從結(jié)果來看，在1%水平顯著，表明兩個(gè)變量之間存在顯著的正相關(guān)關(guān)系，從而說明這兩個(gè)變量的設(shè)置是比較合理的。、財(cái)務(wù)困境及控制變量的界定企業(yè)擴(kuò)張包括內(nèi)部擴(kuò)張和外部擴(kuò)張兩種類型。我們用并購作為外部擴(kuò)張的替代變量，具體包括：并購金額（MA）、是否并購啞變量（MADUM）；內(nèi)部擴(kuò)張用內(nèi)部投資額來表示（NBTZ），我們借鑒Richardson（2006），將內(nèi)部投資額表示為：（支付的構(gòu)建固定資產(chǎn)、無形資產(chǎn)等的現(xiàn)金出售固定資產(chǎn)、無形資產(chǎn)等收回的凈現(xiàn)金當(dāng)年折舊額）/年末總資產(chǎn)100％ 也有的學(xué)者在計(jì)算企業(yè)內(nèi)部投資時(shí)不扣除當(dāng)年折舊，在研究的過程中，我們也以不扣除折舊的方法計(jì)算了企業(yè)內(nèi)部擴(kuò)張。我們發(fā)現(xiàn)，二者所得到的結(jié)果基本一致。；企業(yè)總擴(kuò)張用總投資表示（INVEST），它是并購金額和內(nèi)部投資額之和。同時(shí)，為了研究上述兩種擴(kuò)張之間的關(guān)系，我們設(shè)置了“并購是否大于內(nèi)部投資”啞變量（MADNBTZ）及“并購金額占總投資的比重”（MAINVEST）等兩個(gè)變量。需要說明的是，因?yàn)楸疚难芯康氖瞧髽I(yè)擴(kuò)張問題，而不考慮其收縮問題，所以我們剔除了上述擴(kuò)張變量中的負(fù)值。對于企業(yè)財(cái)務(wù)困境變量，我們用Z指數(shù) 紐約大學(xué)斯特恩商學(xué)院教授Edward Altman在1968年就對美國破產(chǎn)和非破產(chǎn)生產(chǎn)企業(yè)進(jìn)行觀察，采用了22個(gè)財(cái)務(wù)比率經(jīng)過數(shù)理統(tǒng)計(jì)篩選建立了著名的5變量Zscore模型。Z－score模型是以多變量的統(tǒng)計(jì)方法為基礎(chǔ)，以破產(chǎn)企業(yè)為樣本，通過大量的實(shí)驗(yàn)，對企業(yè)的運(yùn)行狀況、破產(chǎn)與否進(jìn)行分析、判別的系統(tǒng)。Zscore模型在美國、澳大利亞、巴西、加拿大、英國、法國、德國、愛爾蘭、日本和荷蘭得到了廣泛的應(yīng)用。該指標(biāo)越小，企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)越大，反之亦然。如果Z值，表明財(cái)務(wù)狀況良好；如果Z值=，則表明企業(yè)存在很大的破產(chǎn)風(fēng)險(xiǎn)；Z值位于兩者之間，則處于灰色地帶。加以衡量，其計(jì)算公式為：（營運(yùn)資金/總資產(chǎn)+留存收益/總資產(chǎn)+息稅前利潤/總資產(chǎn)+股票總市值/負(fù)債賬面價(jià)值+銷售收入/總資產(chǎn)）100。該值直接取自聚緣數(shù)據(jù)庫，Z值越大，說明財(cái)務(wù)狀況越好，越不容易陷入財(cái)務(wù)困境。根據(jù)Altman（1968）模型。近年來，澳大利亞、巴西、加拿大、法國、德國、愛爾蘭、日本和荷蘭都進(jìn)行了類似的分析。盡管Z值的判斷標(biāo)準(zhǔn)在各國間有相當(dāng)?shù)牟町悾鲊柏?cái)務(wù)失敗組”。，來判斷企業(yè)的財(cái)務(wù)困境狀況并設(shè)置啞變量，我們將Z取1，否則取0。 此外，根據(jù)相關(guān)理論及文獻(xiàn)，我們設(shè)置了一些控制變量：企業(yè)的實(shí)際控制人類別（CONTROL，如果控股股東為國有取值為0，反之則取值為1）；高管持股比例（HOLD，用所有高管的持股比例來衡量該變量）；獨(dú)立董事規(guī)模（DDSIZE，用獨(dú)立董事人數(shù)占董事會總?cè)藬?shù)的比例衡量）；成長性（GROW，用（上年主營業(yè)務(wù)收入前年主營業(yè)務(wù)收入）/上年主營業(yè)務(wù)收入的比例來衡量）；母公司是否是集團(tuán)公司（JT，如果上市公司的母公司是集團(tuán)公司則取為1，否則為0）；資產(chǎn)屬性（WXZC，用年初無形資產(chǎn)余額/年初總資產(chǎn)衡量該變量）；投資機(jī)會(TOBINQ，以Tobin’Q來衡量，計(jì)算方法為：（年初流通股數(shù)價(jià)值+年初未流通股數(shù)賬面價(jià)值+負(fù)債的賬面價(jià)值）/年初總資產(chǎn)賬面價(jià)值)；負(fù)債比例（DEBT，用總負(fù)債與總資產(chǎn)的比值衡量）；現(xiàn)金流（CF我們用上期凈現(xiàn)金流量／年初總資產(chǎn)衡量）；企業(yè)規(guī)模（size，用企業(yè)年初總資產(chǎn)的自然對數(shù)衡量）；我們還同時(shí)控制了行業(yè)和年度因素。五、實(shí)證結(jié)果（一）管理者過度自信與企業(yè)擴(kuò)張?zhí)卣鞅?報(bào)告了以管理者過度自信為基礎(chǔ)對企業(yè)擴(kuò)張?zhí)卣鬟M(jìn)行的分組檢驗(yàn)。其中A部分以CON1衡量管理者過度自信，用1表示過度自信樣本，0表示非過度自信樣本，分別檢驗(yàn)了這兩組中并購金額（MA）、內(nèi)部投資（NBTZ）和總投資（INVEST）是否存在顯著差異，檢驗(yàn)方法包括t檢驗(yàn)和Wilcoxon檢驗(yàn)。從表中可以看出，對并購金額而言，管理者過度自信樣本的均值和中位數(shù)皆小于非過度自信樣本，但兩類檢驗(yàn)都不顯著；而對內(nèi)部投資和總投資而言，管理者過度自信樣本的均值和中位數(shù)皆大于非過度自信樣本，且兩類檢驗(yàn)都顯著。上述結(jié)果初步說明管理者過度自信的公司總體擴(kuò)張速度及內(nèi)部擴(kuò)張速度要顯著快于其他公司，而在外部擴(kuò)張速度方面，二者之間的差異并不顯著。在B部分，我們將第二個(gè)管理者過度自信變量CON2按中位數(shù)進(jìn)行了分組，該變量大于中位數(shù)取1，其余取0，然后按A部分的方法進(jìn)行了分組檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果與A部分基本一致，說明上述結(jié)論是穩(wěn)健的。表2 管理者過度自信與企業(yè)擴(kuò)張?zhí)卣鞯姆纸M檢驗(yàn)A：管理者過度自信變量為CON1 　CON1均值中位數(shù)t檢驗(yàn)Wilcoxon檢驗(yàn)MA1　　　0NBTZ1　　　0****INVEST1　　　0***B：管理者過度自信變量為以CON2為基礎(chǔ)的二分變量（CON中位數(shù)取1，其余取0） 　CON2均值中位數(shù)t檢驗(yàn)Wilcoxon檢驗(yàn)MA1　　　0NBTZ1　　　0******INVEST1　　　0******注：*、**、***分別表示在10%、5%、1%水平顯著。表3報(bào)告了管理者過度自信與企業(yè)擴(kuò)張?zhí)卣鞯幕貧w結(jié)果。我們分別以并購金額（MA）、是否并購啞變量（MADUM）、內(nèi)部投資（NBTZ）和總投資（INVEST）作為被解釋變量，以CON及其與CF的交叉項(xiàng)作為解釋變量進(jìn)行了回歸。在被解釋變量相同的模型中，我們分別用CON1和CON2作為過度自信的變量。這樣，根據(jù)被解釋變量和解釋變量的不同，我們得到了八個(gè)回歸模型。控制變量包括實(shí)際控制人類別、董事會規(guī)模、獨(dú)立董事規(guī)模、公司成長性、母公司是否是集團(tuán)公司、投資機(jī)會、上市年限、負(fù)債比例、現(xiàn)金流、企業(yè)規(guī)模、行業(yè)及年度。其中，除了被解釋變量為MADUM時(shí)采用的是Logit回歸模型外，其余模型采用的都是OLS回歸模型。表3 管理者過度自信與企業(yè)擴(kuò)張?zhí)卣鞯幕貧w結(jié)果　MAMADUMNBTZINVESTCON1CON2CON1CON2CON1CON2CON1CON2截距項(xiàng) *** *** *** *** *** *** CON ** ** * * * CON*CF * ** ** ** * CF* ** *** TOBIN39。Q ** ** ** *** GROW * WXZC ** *** ** *** JT* ** *** DEBT *** *** *** *** SIZE* * *** *** *** *** *** *** CONTROL*** *** *** *** ** ** *** *** HOLD *** ** *** *** *** *** DDSIZE 行業(yè)控制控制控制控制控制控制控制控制年度控制控制控制控制控制控制控制控制F/Chi2************************AdjR2觀測值436436330833083308330833083308注：*、**、***分別表示在10%、5%、1%水平顯著。在被解釋變量為MA和MADUM的模型中，CON的回歸系數(shù)都為負(fù)，但基本都不顯著，CON*CF的系數(shù)也不顯著。而在被解釋變量為NBTZ和INVEST的模型中，CON及CON*CF的回歸系數(shù)都顯著為正。由此可以看出，管理者過度自信的公司在內(nèi)部擴(kuò)張速度和總擴(kuò)張速度方面顯著高于其他公司，在企業(yè)有充裕的現(xiàn)金流時(shí)，更是如此；而其對外部擴(kuò)張速度的影響并不顯著，這一結(jié)果與上面分組檢驗(yàn)的結(jié)果基本一致。上述結(jié)果支持了本文的假設(shè)1，但本文的假設(shè)2只是部分得到驗(yàn)證。具體而言，我們發(fā)現(xiàn)了充分的證據(jù)支持我國上市公司采取激進(jìn)的內(nèi)部擴(kuò)張方式的假設(shè)，但沒有發(fā)現(xiàn)證據(jù)支持采取激進(jìn)的外部擴(kuò)張方式的假設(shè)。對此，我們認(rèn)為其可能的原因有幾個(gè)方面：首先，我國的控制權(quán)市場還不成熟，因此，并購并沒有作為一種有效配置資源的方式在我國發(fā)揮作用，例如，現(xiàn)實(shí)中，我們很難看到民營企業(yè)作為被并購對象；再如，占有上市公司很大比例的國有股權(quán)屬于非流通（全流通問題近兩年剛剛解決），在這樣的市場上，并購的發(fā)生是很難進(jìn)行的。其次，我國目前特殊的制度背景：近些年來，我國國有企業(yè)在進(jìn)行大規(guī)模改制，這為企業(yè)進(jìn)行并購實(shí)現(xiàn)擴(kuò)張?zhí)峁┝撕芎玫臋C(jī)會。但是，參與國有企業(yè)改制所實(shí)施的并購帶有強(qiáng)烈的非市場化動機(jī)。在國企改制過程中，當(dāng)?shù)卣谄渲谐洚?dāng)著指揮者的角色，為了讓本地區(qū)的企業(yè)實(shí)現(xiàn)上市、脫困等目標(biāo)，往往強(qiáng)制性地“拉郎配”。我們對研究區(qū)間的并購事件發(fā)生的區(qū)域進(jìn)行分析，結(jié)