管理者动机与并购绩效关系研究，本文主要内容关键词为：管理者论文,动机论文,绩效论文,关系论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
中图分类号：F27 文献标识码：A 文章编号：1002-5766（2005）04-0004-09
一、引言
自1895年第一次并购浪潮以来，围绕并购的研究就持续不断，尤其是近20年来，相关的研究成果不断问世于北美和欧洲，这些研究集中于探讨并购是否创造价值，以及发现并购创造价值的可能来源。我国证券市场虽然成立仅十余年，但并购重组数量以惊人的速度增长，一度成为证券市场的热点问题，并购作为企业内部资源配置和外部治理手段的作用也逐渐显现，体现为并购主体企业经营绩效的改善，并反映到并购企业股东财富的变化上。
公司并购是管理者对个人利益和公司市场价值两者权衡之下采取的战略行为。从管理者利益的角度看，一些类型的并购似乎更具吸引力，即使这些并购可能带来股东财富的损失。股东与管理者之间的利益冲突源于股东不能完全地监督和控制管理者的投资决策。当一项投资为管理者带来更大的个人利益时，管理者宁愿牺牲股东的利益去追求投资。而在我国国有资产占据上市公司资产主要部分的制度背景下，代理行为可能更为严重。因而，其他条件等同情况下，具有高个人利益的并购，其净价值应当比没有这种利益时的净价值要低。因此，管理者追的代理动机与并购重组的价值创造紧密相联。本文试图采用实证研究方法，研究并购中管理者动机和收购公司市场价值之间的负相关关系。本文选取1999～2002年发生于沪、深A股市场的56起并购事件作为研究样本，采用事件研究法，研究并购是否创造价值，以及这种价值创造与管理者代理动机之间是否存在假设的负相关关系。
二、文献回顾
国际学术界对于并购绩效有两种典型的学术研究方法：一是基于财务绩效的会计研究法；二是基于证券市场反应的事件研究法；其中事件研究法由于具有成熟、严谨的数理基础，成为国际学术界并购绩效研究的主流方法。
1.基于公司财务绩效的会计研究法
该方法是使用单一财务（会计）指标（Lang et al.，1989），或建立财务指标体系，来评价公司的经营绩效（冯根福、吴林江，2001），从而对并购绩效的变化进行比较分析。
冯根福和吴林江（2001）分析检验了1994～1998年间我国上市公司并购绩效，选取4个财务指标来综合评估并购绩效，发现整体上并购绩效有一个先升后降的过程，而且绩效因并购类型和考察时间段的不同而存在差异。张新（2003）的研究表明，并购事件中目标公司主业利润率、每股收益和净资产收益率3个财务指标有所改善，收购公司的相应指标则有所下降。
2.基于证券市场反应的事件研究法
事件研究法一般以考察并购重组的短期效应为主要目的，通常选择并购重组公告发布前后某个时间段，计算出公司的累积超常收益来考察并购重组的绩效。本文将以事件研究法作为研究收购公司和目标公司并购绩效的方法。
并购绩效的事件研究法在国外已经有非常丰富的研究成果，这些成果大多都支持目标公司股东在并购事件中获得显著正的超常收益，而收购方股东则不能获得正的超常收益，或者收购方股东财富受到损失的结论（Bruner，2002；Jensen and Ruback，1983）。国内的研究结论则并不一致，陈信元、张田余（1999）发现，股权转让、资产剥离、资产置换类公司的股价在公告前呈上升的趋势，而市场对收购兼并类公司没有明显的反应。张新（2003）发现，并购重组为目标公司创造了价值，目标公司并购中股票溢价达到29.05％，而对收购公司却显现出负面影响。李善民、陈玉罡（2002）发现，并购能给收购公司的股东带来显著的财富增加，而对目标公司股东财富的影响不显著。
三、研究假设与变量选择
本质上，管理者与所有者利益冲突产生都源于代理问题，但在委托代理理论基础上发展起来的相关并购理论（假说）各有侧重，因此需要区分这些理论（假说）在侧重点上的差异，以便选择合理的代理变量，进行实证检验。在此，笔者简要地回顾与管理者代理动机相联系的相关理论（假说），并据此提出本文的研究假设。
1.自大假说
直觉上讲，差的管理者策动的并购绩效可能较差，差的管理者有更大的动机去扩张，以保障公司的生存或者去发现他们可能擅长的新业务（Lang et al.，1989；Morck et al.，1990）。但Roll（1986）提出的自大假说则认为，好的管理者由于野心、自大或过分骄傲而在评估并购机会时容易犯过分乐观的错误，因此，由于受自大的影响，好的管理者策动的并购容易使收购公司受损。从我国管理层持股比例很低的事实来看，自大可能较为严重，张新（2003）研究认为，自大假说对我国的并购具有一定的解释能力。因此，本研究假设管理能力好的管理者策动的并购绩效较差。笔者使用了并购前一年的Tobin's Q值来衡量公司管理者的管理能力。
2.自由现金流量假说
Jensen（1986）认为，具有相当多自由现金流量的企业，倾向于过度投资，接受负净现值（NPV）的边际投资方案。从股东的角度而言，当企业没有NVP为正的投资项目时，自由现金应当返还给股东，但现金的返还减少了管理者控制的资源，同时也可能增加将来融资的难度，所以管理者更倾向进行投资，即使这种投资对股东而言是有害的。因此，本研究假设并购前现金流量充足的收购公司所策动的并购绩效较差。笔者采用了现金及其等价物增加指标来衡量企业现金流量，同时考虑到公司规模上的差异，笔者将该指标对公司总资产标准化，作为公司现金流量的代理变量（注：常被用来衡量公司现金流量的指标是经营性现金流量，但该指标存在两方面的问题：首先该指标比其他指标的噪音更大，因为它对会计操作和一些非经常性的科目较敏感（Lang et al.，1991）；其次，该指标仅仅衡量了企业生产经营活动产生的现金流量，现金流量还应包括筹资活动和投资活动产生的现金流量，因为这些活动产生的现金流量都是企业可支配的资源，而这3项现金流之和正是现金及其等价物增加。）。
3.收购高成长的公司
追求公司快速增长也是管理者常见的动机之一，即使这种增长有损公司价值。Donaldson et al.（1984）指出，公司的成长为公司的低层管理者提供了更具吸引力的提升机会，使得公司对那些想升职的年轻管理者更具吸引力，通过收购高成长公司，一个成熟公司的年轻管理者拥有更多提升的职位，这种增长可能以过度支付为代价（Morck et al.，1990）。同时追求增长也是公司长期生存战略之一，降低高层管理者的人力资本风险，增加工作安全性（Amihud and Lev，1981；Shleifer and Vishny，1989）。因此，本研究假设收购高成长目标公司的收购公司并购绩效较差。笔者使用了并购前两年的净资产增长率的均值作为目标公司成长性的代理变量（注：常被用来衡量成长性的指标还有：主营业务收入增长率和总资产增长率，其中主营业务收入增长率指标忽略了公司多元化程度的差异，而总资产增长率可能掩盖了公司负债的增加而造成的公司快速成长的假象。）。
4.多元化
追求公司多元化也是代理问题下产生的管理者并购动机之一。管理者不顾损害股东利益而追求过度多元化的解释集中于两个方面：一是管理者通过多元化组合降低个人收益风险和人力资本风险（Amihud and Lev，1981）；二是多元化与管理者自身利益紧密相联。这些解释包括，当公司差的业绩威胁到公司管理者的职位和工作时，他们有动机进入他们认为可能擅长的新业务（Shleifer and Vishny，1989），多元化也为管理者提供了更多的机会提升他们自己的声望和薪酬（Jensen and Murphy，1990）。因此，本研究假设多元化（跨行业）并购的绩效较差。在实证分析中，设“是否多元化处理”为虚拟变量，对跨行业的并购取值1，对同行业的并购取值0（注：行业分类根据行业代码，细分到第二位。）。
5.其他假设
Jensen & Meckling（1976）认为，代理问题产生的根源在于监督和控制管理者的行为不可能无代价地进行。根据Jensen & Meckling的理论，管理者和所有者为同一主体时，这种代理成本将消失，而两者间利益冲突越大，代理成本也就越大。笔者认为，公司高层管理人员持股比例可以反映这种利益冲突的程度，持股比例越高，代理动机就越小。因此，本研究假设高管持股比例越高并购绩效越好。具体处理中，笔者将《中国上市公司治理结构数据库（2003）》中提供的并购前一年末公司所有高管持股数量加总，然后根据公司总股本标准化。
国有资产占上市公司总资产的主要部分是我国特有的研究背景，公司国有、法人股比例越高，管理者的代理行为越严重。因此，笔者在实证分析中将国有股、法人股比例以及A股流通股比例也引入到分析中，并假设国有、法人股比例越高（相应地A股流通股比例越低），收购公司并购绩效越差。
除此以外，我国证券市场建立时间虽短，但其发展速度却非常快，并购的市场化进程不断推进，因此，并购绩效可能会受到这些外部市场条件变化的影响，笔者在实证分析中引入了年度虚拟变量（发生在1999～2000年的并购取值为1，发生在2001～2002年的并购取值为0），试图通过对年度虚拟变量的考察了解我国并购的年度变化情况，从而对我国并购发展的态势作大体的判断。
四、并购绩效的实证分析
1.并购事件样本的来源和选择
国内外对并购概念的界定并不一致，国外广义的并购包括接管、公司重组、公司控制、企业所有权结构变更等活动（威斯通等，2003）。而国内证券市场约定俗成地将资产重组分成4大类：股权转让、收购兼并、资产剥离和资产置换。根据本研究的需要，本文中将收购兼并和股权转让的资产重组纳入到了分析中。
具体而言，选取的样本是1999～2002年发生于上市公司间的收购兼并或股权转让事件，其中1999～2001年事件样本从《中国证券报》相继公布的《上市公司重组事项总览》中整理得到，2002年事件样本从《中国并购报告2003》中整理得到；公司财务数据来源于巨潮财讯网（www.cninfo.com.cn），股票交易数据取自《中国股票市场研究（CSMAR）数据库（2002）-市场交易数据库》；高管持股数据取自《中国上市公司治理结构数据库（2003）》。并按以下标准选择事件样本：（1）重组类型为收购兼并或股权转让。（2）发生收购兼并的事件样本中，收购方为本研究的收购公司，被收购方为本研究的目标公司；股权转让的事件样本中，受让股权的公司为收购公司，转让股权的公司为目标公司。（3）由于需要计算公司的超常收益会用到公告日后30个交易日的交易数据，而CSMAR（2002）版数据库只提供了截止2002底的交易数据，所以公布日期最迟为2002年11月20日。（4）如果先后有董事会公告和股东大会发出重组公告，以首次公告时间为准。满足标准的保留，不满足的予以剔除最终得到56起并购事件（收购公司56家，目标公司56家）为本文的有效样本事件，样本事件的年度分布情况如表1所示。
表1并购事件样本的年度分布情况
年度19992000 20012002 总计
样本量 5（3） 17（12） 12（7） 22（11） 56（33）
注：括号中的数为跨行业的并购事件样本数量。
2.并购绩效的实证分析及结论
采用事件研究法，通过计算考察期内的平均超常收益（Average Abnormal Return，AAR）和累积超常收益（注：关于AAR和CAR的相关计算、检验等在较多的文献中都有详细的介绍，在文中仅简要说明。详细可参考李善民、陈玉罡（2002）和张新（2003）。）（Cumulative Average Abnormal Return，CAR）来评价并购绩效，本文将沿用这种方法，以事件研究法提供的CAR作为并购绩效的度量指标。事件研究法涉及估计期和考察期以及预测模型的选择等问题。学术界对于事件期的选择并没有统一的看法和一致的界定方法，笔者使用了较普遍采用的估计期和考察期。估计期为并购公告日前第180个交易日到公告日前第11个交易日，记为[-180，-11]。考察期为公告日前第10个交易日到公告日后第30个交易日，记为[-10，30]，因此，本文以考察期内41个交易日的累积超常收益作为并购绩效的度量指标。对于考察期内公司“正常”收益的预测也有多种方法，本文采用标准的市场模型法（注：市场模型的回归方程为，R[，it]=α[，i]+β[，i]×R[，mt]+ε[，it]，t∈[-180，-11]，其中R[，it]，R[，mt]分别为个股和市场的日收益率。β[，i]是股票i的收益对市场收益的回归系数。假定在考察期保持稳定，则预期“正常”收益率为
[，it]=α[，i]+β[，i]×R[，mt]，t∈[-10，30]。日个股收益率数据和日市场收益率数据直接取自于《中国股票市场研究（CSMAR）数据库2002-市场交易数据库》。）。收购公司和目标公司并购绩效的实证结果如图1～图3所示。
图1 收购公司CAR和AAR的时间序列
图2 目标公司CAR和AAR的时间序列
图3 整体样本的CAR和AAR的时间序列
从图1可以看出收购公司在[-10，0]内CAR为正，之后从第5个交易日起CAR为负，并持续下滑。在整个考察期[-10，30]内，收购公司的CAR显著为负，股东财富损失显著（注：显著性检验获证，但由于篇幅限制，没有在文中阐述。），说明并购未能为收购公司股东创造价值。从图2可以看出，目标公司在公告日附近获得了正的CAR，并且CAR从公告日前的第7个交易日起就已经开始上升，说明公告日前已经有信息的泄漏，但这种正的CAR从公告日后的第19个交易日起变为负值，就整个考察期而言，目标公司CAR没有显著的变化（注：本文的实证结果与李善民、陈玉罡（2002）的研究结论并不一致，主要由两个方面的原因引起：一是研究的样本公司差异较大；二是样本事件发生的年度也不同。）。
图3是整体样本的AAR和CAR情况，由于本文的样本公司全部是配对的，所以该图也反映了配对组合（注：如果A公司并购B公司，则A公司和B公司构成一个配对组合。）的绩效变化，整体而言，在并购公告日附近有正的CAR，但由于收购公司CAR的持续下滑，并购没有带来正的CAR，即并购未能创造价值。但由于样本有限，本文只能够为并购未能创造价值的判断提供部分的证据。
五、管理者动机与并购绩效的实证分析及结论
1.描述统计结论
为了对本文提出的相关假设进行初步检验，并了解收购公司和目标公司的特征如何影响并购后收购公司的绩效，笔者依据收购公司（或收购的目标公司）不同的特征对收购公司进行分组，考察组与组之间的并购绩效的差异情况，实证结果如表2所示。
表2收购公司在对应分组下的平均绩效和T检验结果
并购前一年高管持股比例收购公司并购前管理能力 收购公司并购前现金流量
≥中位数 ＜中位数
均值
≥中位数 ＜中位数均值
≥中位数 ＜中位数均值
T检验
T检验 T检验
平均绩效
-0.012-0.097t=2.09**-0.087 0.000 t=-2.48**-0.077-0.010
t=-1.87*
标准差 0.076 0.174
（0.043） 0.155 0.102（0.016） 0.166 0.092
（0.068）
样本量 22 22
2828 2828
正值比率
50.00 27.2732.14 53.57
35.71 50.00
目标公司并购前成长性是否多元化 收购公司国有、法人股比重
≥中位数 ＜中位数 均值 跨行业
同行业均值 ≥中位数 ＜中位数
均值
T检验T检验 T检验
平均绩效 -0.069-0.019t=-1.33 -0.041
-0.048t=0.19 -0.008-0.080t=2.01**
标准差 0.140 0.134
（0.189） 0.1390.138
（0.848）0.107 0.156
（0.049）
样本量2827 33
23
2828
正值比率 35.71 51.85 42.4243.4853.57 32.14
注：平均绩效是对应分组下收购公司并购绩效（[-10，30]内的CAR值）的等权平均值；指标的选择参见前文研究假设与变量选择部分的设定；正值比率是并购绩效大于0的收购公司占对应组中样本公司数的百分比；*和**分别表示双侧检验在10％、5％水平下显著；括号中的数是独立样本t检验p值。
收购公司并购前管理能力，本文采用了并购发生前一年的公司Tobin's Q值来度量，分组时，以收购公司Tobin's Q的中位数为标准，大于中位数的划入高管理能力组中，小于中位数的划入低管理能力组中。从表2中可以看出，并购前低管理能力的收购公司收购后平均绩效为0.000，而并购前管理能力好的收购公司平均绩效则为-0.087，绩效差于并购前低管理能力的收购公司，两组之间均值检验的t值为-2.48，差异显著（p=0.016），所以分组检验的结论支持了前文中自大假设。
关于自由现金流量假说，由表2可知，并购前现金流充足的收购公司，并购后平均绩效为-0.077，而并购前现金流相对缺乏的收购公司，并购后平均绩效为-0.01，两组之间均值检验的t值为-1.87，差异显著（p=0.068）。因此，实证结果支持自由现金流量假说。
为了检验收购高成长的目标公司是否对收购公司绩效有显著影响，本文根据目标公司成长性对收购公司进行分组。在表2中，收购高成长目标公司的收购公司平均并购绩效为-0.069，而收购低成长目标公司的收购公司平均绩效为-0.019，平均而言绩效更好，但两组间均值检验的t值为-1.33，统计上不显著。因此，只能为收购高成长的目标公司使得收购公司受损的假设提供较弱的支持。
是否跨行业的并购，对收购公司并购绩效没有显著影响。表2中，跨行业并购，收购公司平均绩效为-0.041，而同行业并购，收购公司平均绩效为-0.048，两组间的均值检验的t值为0.19。这与前文中关于多元化的假设不一致。对此，将在回归分析中讨论。
从收购公司并购前高管持股比例来看，高管持股比例高的一组平均绩效为-0.012，显著（p=0.043）高于高管持股比例低的一组，说明高管持股是对管理者代理行为的有效约束，支持前文的相关假设。
并购前高国有、法人股比例的收购公司并购绩效显著（p=0.049）更好。与前文的相关假设并不一致，对此的解释是，在我国的制度背景下，并购中政府参与程度，对收购公司绩效有显著影响。收购公司国有、法人股比例越高，与政府关系越密切，而政府的支持和参与降低了并购成本（李善民等，2002、2004）。
2.回归分析结论
为了进一步获得关于管理者动机与并购绩效之间的相关关系的可靠结论，笔者采用了多元回归分析来进一步研究这些设定的解释变量与并购绩效之间的内在关系。实证检验的结果如表3所示。
表3并购绩效的回归分析结果
自变量 收购公司绩效模型
配对组合绩效模型
模型Ⅰ模型Ⅱ 模型Ⅲ 模型Ⅰ 模型Ⅱ模型Ⅲ
截距项 0.162*0.160**0.178** 0.088 0.089 0.045
（1.78）
（2.14）
（2.34）
（1.15）
（1.65） （1.141）
收购公司管理能力-0.010** -0.010***
-0.004 -0.007**
-0.006**
（-2.32） （-2.97）
（-1.31） （-2.09） （-2.13）
收购公司现金流量-0.413
-0.424* -0.070-0.374* -0.359*
（-1.62） （-1.94）
（-0.51） （-1.82） （-1.86）
收购公司高管持股比例 166.481*169.928**48.557
（1.96） （2.28）
（0.66）
收购公司A股流通股比例① -0.254 -0.275** -0.387***
-0.212**
（-1.60） （-2.07）
（-2.94）（-2.030）
多元化（跨行业=1；
-0.0270.052 -0.064 -0.058
同行业=0） （-0.61） （1.36）
（-1.64） （-1.58）
目标公司成长性 -0.0001
-0.001 0.001
（-0.06） （-1.04） （0.69）
目标公司现金流量 0.1340.049 0.209
0.225 0.179
（0.77） （0.28）
（1.31）（1.47） （1.218）
目标公司管理能力-0.001-0.001
（-0.25） （-0.28）
目标公司高管持股比例61.413
（0.85）
年度变量（1999～2000=1；-0.091* -0.082* -0.079*-0.027
2001～2002=0）（-1.74）
（-1.90）（-1.99） （-0.59）
F值 3.13*** 6.66*** 1.95* 2.12*
3.39** 2.66*
Adj.R[2] 0.3650.433
0.124 0.1740.205 0.058
注：回归分析中首先将全部变量引入回归模型，用向后剔除法（Backward）逐步剔除不显著变量。模型Ⅰ是由此得到的方程中，含有最多自变量且同时满足整体回归F检验显著的方程；模型Ⅱ是由此得到的方程中，Adj.R[2]值最大的回归方程；由于高管持股数据缺失较多（收购公司中缺失12家公司的数据），可能会影响到回归结果，所以笔者剔除高管持股变量做了模型Ⅲ，模型Ⅲ是剔除高管持股变量后，所有回归方程中Adj.R[2]最大的回归方程；配对组合的收益由收购公司与对应的目标公司在考察期[-10，30]内CAR和的均值；括号中的数是T值；*、**、***分别表示双侧检验在10％、5％、1％水平下显著。所有回归方程中自变量的方差膨胀因子（VIF）都小于2，不存在多重共线性问题。
（注：①A股流通股比例与国有股、法人股比例存在显著的负相关关系，因篇幅所限省略，全部引入到回归方程时产生多重共线性问题（同时引入方程时自变量的方差膨胀因子（VIF）值达到17以上），而模型中引入A股流通股比例变量时拟合程度最好。）
表3中，有关收购公司绩效的3个模型的调整的R[2]值从0.124到0.433，说明自变量对收购公司绩效具有较好的解释能力。值得注意的是，所有有关目标公司的代理变量在回归模型中均不显著（或者没有进入回归模型），说明收购公司并购绩效主要取决于收购公司自身的特征，与目标公司特征的相关性较弱。这可能与我国并购的非市场化特点有关，并购中多以“强-弱”搭配为特征，收购方常处于绝对优势地位，因此收购公司并购绩效的影响因素主要取决于其自身特征（李善民等，2004）。此外，收购公司并购前管理能力变量进入了收购公司绩效的3个模型，且系数全为负，在其中两个模型中显著，t值分别为-2.32和-2.79，所以，实证结论支持自大假说。并购前管理能力好的公司策动的并购，收购公司并购绩效反而更差。
收购公司并购前现金流量指标也进入了收购公司绩效的3个模型，系数全部为负，且在模型Ⅱ中显著。说明并购前现金流充足的企业所策动的并购并不受市场的认同。实证结果支持自由现金流量假说。并购发生的根本原因，主要在于股东与管理者利益间的冲突，这种冲突在无效监督情况下最终导致发生并购，公司价值受损。
关于收购高成长的目标公司使得收购公司受损的假设，只有很弱的支持证据，目标公司的成长性进入了收购公司绩效的两个模型，系数均为负数，说明目标公司的成长性与收购公司的并购绩效存在负相关关系，但两个系数均不显著，因此，这种支持证据是较弱的。
表3的结论支持收购公司管理层持股比例与收购公司并购绩效正相关的假设，收购公司管理层持股比例在两个回归模型中均显著为正。管理层持股是对管理层代理行为的很好约束，它有效地降低和缓和了管理者的代理行为。
表3的结论没有提供多元化导致差的并购绩效的证据。在收购公司绩效模型中，该虚拟变量进入两个模型，系数一正一负，且均不显著。说明多元化对收购公司的并购绩效无显著影响。Khanna et al.（1997，2000）对新兴市场国家（如印度）多元化集团的研究对此提供了解释，Khanna et al.指出，新兴市场国家由于市场辅助支撑体系不完善，大型多元化集团可以通过有效的内部资本市场来解决资本、管理及技术的流动问题，因此，多元化不存在明显的折价。笔者认为，这种信号被市场识别，表现为收购公司的并购绩效没有显著损失。
收购公司A股流通股比例进入收购公司绩效的3个模型，系数全为负，且在两个模型中显著，说明收购公司的并购绩效受非市场因素的影响比较严重，支持分组检验中的相关结论。
年度虚拟变量进入了3个回归方程，且系数均显著为负，说明两段时间内收购公司的并购绩效整体上存在显著差异，1999～2000年间发生并购的收购公司绩效显著差于2001～2002年间发生并购的收购公司。说明我国上市公司并购的质量呈上升趋势，随着我国资本市场的不断发展，管理者的代理行为更容易受到市场监督，并购作为内部资源配置和外部治理手段也逐渐发挥作用。
对配对组合绩效有较好解释能力的两个变量是收购公司并购前的管理能力和现金流，都进入了配对组合绩效模型的两个模型，且系数均显著为负，为自大假说和现金流量假说提供了进一步的实证支持。
六、研究结论
综上所述，本文得出如下结论：
首先，并购给收购公司股东带来显著的财富损失，而对目标公司股东的财富影响不显著。其次，与管理者代理动机相联系的并购行为造成了收购公司股东财富的显著损失，自大假说、自由现金流量假说都对我国上市公司并购行为、绩效具有一定的解释能力：收购高成长的目标公司也导致收购公司股东受损；但没有发现多元化导致差的并购绩效的证据。最后，并购绩效受非市场因素的影响仍比较明显，高层管理人员持股作为对管理层代理行为的约束和缓和，其作用是显著的。同时，有证据表明，我国上市公司并购的整体质量呈上升趋势。因此，在今后的并购中，应当进一步完善、优化公司治理结构，抑制管理层代理行为对公司价值的损害，减少政府的参与，完善并购交易的决策程序和批准机制，为市场参与者提供公平的竞争平台，引导企业并购向追求企业价值最大化的方向发展，从而真正实现并购的价值创造功能。
有待深入研究的方面：首先，本文中仅使用了考察期内的超常收益来衡量并购绩效，并购价值的体现可能需要较长时间，同时这种方法有赖于证券市场的有效性。吴世农（1996）对我国证券市场弱势有效的判断提出质疑）。其次，影响并购绩效的因素很多，本文仅考察了与管理者代理动机相联系的相关因素。最后，本文的研究样本有限，实证结果只能提供有限证据。