現金持有、并購決策與高管私有收益

張芳芳

摘 要 以我國滬深A股上市公司發生的并購交易作為研究樣本，采用多元回歸模型研究了不同的現金持有狀況下，公司的并購決策對管理者私有收益產生的影響。研究結果表明：現金持有超額公司高管的貨幣薪酬和在職消費受到并購決策的顯著正向影響，現金持有超額公司發起成功并購交易一年后，其高管的貨幣薪酬和在職消費均顯著增加；而公司的并購決策對現金持有不足公司高管的貨幣薪酬和在職消費不存在顯著影響。這一研究結論表明公司持有超額現金為高管謀取個人私利行為提供了“溫床”，從而誘使高管做出有損股東財富的投資決策。因此公司超額現金持有具有負面價值效應，代理動因對現金持有超額公司發動的并購交易更具有解釋力。

關鍵詞 現金持有；并購決策；高管私有收益

[中圖分類號]F276.6 [文獻標識碼] A [文章編號]1673-0461（2018）10-0028-09

一、引 言

根據CVSource投中數據終端顯示，2009～2015年我國上市公司發生的并購交易數量和披露的并購金額呈現逐年上升趨勢。2016年，由于受到國企改革、巨頭合并、政策監管加緊、增強風險投資等多重因素影響，中國并購市場回落趨穩。即便如此，2016 年中國并購市場仍然宣布并購交易案例8 380起，披露金額案例數量6 642起，披露交易規模 5 406.2億美元，平均單筆交易金額為8 139.42萬美元。并購不僅是我國資本市場上最重要的社會資源重新配置的手段之一（劉淑蓮，2010）[1]，也是公司重要的投資行為，每年都有巨額資金用于并購交易。從我國逐年增加的并購交易數量和交易金額來看，雖然并購交易的投資風險較大，但是仍然擋不住公司發動并購交易的“熱情”，甚至有“相當一部分”公司的高管還頻繁發動并購交易（Malmendier and Tate，2008）[2]。對于這一現象，國內外學者從管理者自大假說和委托代理關系兩個角度進行分析，并形成了并購動因的過度自信理論（Overconfidence Hypothesis）和代理理論（Agency Theory）。但是這兩大動因理論關于并購后主并公司高管私有收益的研究結論存在顯著差異。并購的過度自信動因理論認為，過度自信的管理者并不會通過并購追求額外激勵（Gervais et al.，2003）[3]；而并購的代理動因理論認為，公司高管通過發動并購交易可以獲得更高的薪酬水平和更多的在職消費（張鳴和郭思永，2007；陳慶勇和韓立巖，2008；李善民等，2009）[4-6]。由此可見，并購的過度自信動因理論與代理動因理論關于并購后主并公司高管私有收益的研究結論存在顯著差異。

與現金持有不足公司相比，公司持有超額現金既增加了高管過度自信的“資本”，也增加了高管為了謀取個人私利而濫用現金的機會，這兩種“增加”的主要表現方式均是發動并購交易（Jensen，1986；Roll，1986）[7-8]。而兩者的區別主要體現在并購決策對并購后公司高管私有收益的影響不同。那么，現金持有超額公司的并購決策對并購后高管私有收益會產生什么影響？在不同的現金持有狀況下，公司的并購決策對并購后高管私有收益的影響是否存在差異性？為了回答上述問題，本文通過構建計量模型實證分析不同的現金持有狀況下，公司的并購決策對高管私有收益產生的影響，從主并公司高管私有收益的視角檢驗現金持有超額公司的并購動因，進而為研究企業超額現金持有經濟后果提供經驗證據。本文具體內容安排如下：第二部分為理論分析與研究假設；第三部分為研究設計，包括樣本選取、數據來源、模型設定與變量說明；第四部分為實證結果分析，包括描述性統計分析、相關性分析、回歸結果分析和穩健性檢驗；第五部分為本文的研究結論。

二、理論分析與研究假設

委托代理理論認為，由于委托人和代理人的效用函數不同，代理人會追求自己的利益最大化，從而做出損害委托人利益的決策。設計合理的管理者薪酬制度能夠有效地緩解企業所有權與控制權分離所引發的代理問題（Jensen and Meckling，1976）[9]。國內外學者基于委托代理理論的視角形成了大量與管理者薪酬相關的研究成果，但是對于公司并購行為與管理者薪酬之間關系的研究起步較晚。

Khorana and Zenner（1998）[10]研究發現，主并公司管理層的薪酬水平與公司規模存在顯著正相關關系，且成功的并購能夠增加管理層的薪酬。Coer et al.（1999）[11]研究表明，公司的CEO通過并購交易增加了公司的資產規模，并以管理的資產增加為契機要求提高薪酬水平。Bliss and Rosen（2001）[12]以1986～1995年的銀行并購交易為樣本，研究了并購與CEO薪酬之間的關系。研究發現，并購交易既沒有提高主并銀行的經營業績，也沒有使主并銀行獲得正的超額收益。在并購事件宣告后，主并銀行的股票價格下跌，而與此同時，銀行CEO的薪酬卻實現了凈增長。研究還發現，CEO的股權性薪酬比重越大，發動并購的可能性越低，這表明薪酬結構是管理層發動并購交易動機的重要影響因素。Datta et al.（2001）[13]研究了主并公司管理者薪酬結構對并購決策的影響，研究發現主并公司管理層的股權薪酬水平與并購宣告期間及之后的以股價衡量的并購績效顯著正相關。與股權薪酬水平較低的管理者相比，股權薪酬水平高的管理者傾向于選擇更具成長性的目標公司，且在并購中支付較低的溢價，并愿意承擔更多的由并購產生的風險。Bebchuk et al.（2002）[14]認為，頻繁的并購除了使管理層得到更高的威望等精神收益外，也使他們獲得了巨大的貨幣收益。Grinstein and Hribar（2004）[15]研究了CEO的薪酬水平對并購交易的影響，研究發現，公司CEO通過影響董事會的決策在并購交易完成后獲得更多的報酬。Harford and Li（2007）[16]研究了主并公司管理者薪酬政策對CEO推動并購動機的影響。研究發現，并購交易發生后主并公司CEO的薪酬和總財富對并購績效（以股價衡量）的負效應并不敏感，但當主并公司存在強勢董事會時，這一敏感性將會增加。同時，研究還發現主并公司CEO的總財富水平會隨著并購績效（以股價衡量）的上升而增加。

張鳴和郭思永（2007）[4]、陳慶勇和韓立巖（2008）[5]等學者研究發現，中國上市公司的高管有強烈的動機通過并購交易來增加自己的薪酬水平。李善民等（2009）[6]探討了公司高管發動并購交易與謀取個人私有收益之間的關系，研究發現，公司高管通過發動并購交易可以獲得更高的薪酬水平和更多的在職消費，并購已經成為中國上市公司高管謀取個人私有收益的機會主義行為。中國上市公司高管薪酬制度與國外的制度環境不同，管理者發動成功的并購交易后并不能獲得一次性獎勵性薪酬，這進一步加劇了高管通過發動并購交易謀取其他替代性私有收益的行為，例如擴大在職消費的動機。李小燕和陶軍（2011）[17]研究發現國有企業和民營企業的并購交易與高管薪酬之間的關系存在不同，國有企業的高管具備利用并購交易增加私人收益的動機和條件，而民營企業的高管面臨相對激烈的市場競爭環境和嚴格的內部監管，提高并購業績是他們增加私人收益的最佳選擇。張廣寶和施繼坤（2012）[18]研究了并購頻率對管理層貨幣薪酬和在職消費水平的影響，研究發現管理層過度自信的上市公司的并購頻率與管理層貨幣薪酬和在職消費之間存在顯著正相關關系，表明過度自信管理層更可能為了謀取個人私利動機而發起高頻率的并購交易。

國內外學者的研究成果從不同的視角檢驗了公司并購行為對管理層薪酬的影響。概括來說，主要體現在以下兩個方面：一方面，并購作為資本市場上最重要的社會資源重新配置的手段之一（劉淑蓮，2010）[1]，公司通過并購交易能夠擴大其資產規模，從而使管理層因管理公司資產規模的擴大而增加其薪酬水平（Khorana and Zenner，1998；Coer et al.，1999；等）[10-11]。另一方面，作為一項浩大的投資行為，從并購的前期準備階段到并購后的整合階段管理層都需要花費大量的時間和精力，根據“按勞分配”原則，并購交易給管理層要求提高自己的薪酬水平提供了一個有力的契機。基于以上兩點，作為公司股東的代理人，即使并購交易不利于實現股東財富最大化，管理層也有強烈的動機通過并購交易來提高自身的薪酬水平，實現其私利最大化。

但是，國內外學者在研究公司并購行為對管理層薪酬的影響時，并沒有考慮到公司的現金持有狀況。公司的現金持有狀況對其面臨的風險狀況及其投資決策都會產生重大影響。與現金持有不足的公司相比，現金持有超額公司面臨現金短缺風險和財務風險的可能性較低，這在一定程度上為公司管理層濫用自由現金流謀取個人私利創造了條件。Jensen（1986）[7]指出，超額持有現金的公司更可能做出減少企業價值的投資決策。Jensen的結論得到了眾多學者研究成果的支持。Richardson（2006）[19]研究發現，公司擁有的自由現金流越多，越有可能發生過度投資。Harford（1999）[20]研究指出，并購交易是持有超額現金儲備公司做出的減少企業價值的特殊投資決策。而現金持有不足公司面臨著較高的現金短缺風險和財務風險，為了防止公司破產或被收購，公司管理層在選擇投資決策時，不會只考慮到謀取個人私利，可能更傾向于選擇有利于增加企業財富的投資決策，也就是說，現金持有不足公司發動的并購交易對管理層的薪酬水平不會產生顯著的影響。

借鑒李善民等（2009）[6]的觀點，本文采用涵蓋更廣泛的“高管私有收益”概念取代以往研究中的“高管薪酬”概念，具體包括高管的貨幣薪酬和在職消費。根據以上分析，本文提出下面兩個假設：

假設1：在控制其他因素影響的前提下，如果現金持有超額公司前一年發動了成功的并購交易，則并購后一年公司高管的貨幣薪酬和在職消費將呈現增大的趨勢。

假設2：在控制其他因素影響的前提下，現金持有不足公司前一年是否發動成功的并購交易對并購后一年公司高管的貨幣薪酬和在職消費不存在顯著影響。

三、研究設計

（一）樣本選取與數據來源

本文以2009～2013年我國滬深A股上市公司為研究對象，剔除金融、保險業上市公司，最終得到9 686個樣本，構成上市公司樣本數據庫。為了得到并購研究樣本，本文按照以下標準對2009年1月1日至2013年12月31日滬深A股上市公司發生的并購事件進行了篩選：①由于非上市公司相關數據難以取得，因此本文僅保留主并公司是上市公司的并購事件；②將并購限定為上市公司資產收購、股權轉讓和吸收合并的行為，不包括資產剝離、資產置換和債務重組、股份回購等廣義形式的并購活動；③由于金融保險行業的特殊性，本文剔除了主并公司屬于金融、保險業的并購樣本；④對于同一主并公司在一年內宣告兩筆或兩筆以上的并購交易，本文僅保留該上市公司在該年內宣告的交易總價最大的并購交易。根據上述標準對并購樣本進行初步處理后，最終得到3 343筆成功并購樣本。

并購相關數據來自國泰安數據庫中的中國上市公司并購重組研究數據庫；主并公司高管的相關原始數據來自國泰安數據庫中的中國上市公司治理結構研究數據庫；而主并公司樣本期間各年末財務數據來自國泰安其他數據庫。缺失的樣本數據主要通過巨潮資訊網站、上海證券交易所和深圳證券交易所公布的年度報告信息進行補充。所有數據的預處理工作均在Excel 2010中進行，對預處理后的數據則在STATA 11.0中進行統計分析，同時為了克服財務指標離群值的影響，本文對主要連續變量進行了Winsorized縮尾處理。

（二）模型設計與變量說明

⒈現金持有估計模型

由于目標現金持有量的不可觀測性，研究中可以選擇歷史均值、行業均值等作為目標現金持有量的替代變量（Opler et al，1999）[21]。Bruinshoofd and Kool（2004）[22]研究表明，以公司特征為基礎來估算目標現金持有量能夠提高估算結果的準確性和有效性。因此，本文借鑒Opler et al.（1999）[21]的現金持有估計模型（1），用一系列理論上預期對公司現金持有量產生影響的公司特征因素來預測公司的目標現金持有量。

Cashhold■■=α+βX■+？著■（1）

其中，α為常數項；？著■為干擾項；X■為影響公司現金持有量的公司特征因素，主要包括下列指標：現金流量（Cashflow）、公司規模（Size）、現金替代物（Nwc）、資本性支出（Capex）、財務杠桿（Lev）、投資機會（Mtb）、股利支付（Div）。上述相關變量的變量定義與預期符號見表1。

本文利用現金持有估計模型（1）預測樣本公司的正常現金需求。當樣本公司的實際現金持有量大于預期的正常現金需求時，則該公司為現金持有超額公司；當樣本公司的實際現金持有量小于預期的正常現金需求時，則該公司為現金持有不足公司。

2.并購決策與高管私有收益

現金持有超額公司發動的并購會不會給高管帶來更大的私有收益呢？這也是有待本文實證分析的核心問題。因此，本文借鑒Grinstein and Hribar（2004）[15]和李善民等（2009）[6]的研究模型，構建如下兩個基本模型，分別檢驗公司現金持有狀況不同時，并購決策與高管的貨幣薪酬和在職消費之間的關系：

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

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

模型（2）中的被解釋變量為高管貨幣薪酬（HP），用并購后一年金額最高的前三名高管的貨幣薪酬的自然對數作為代理變量；模型（3）中的被解釋變量為高管在職消費（CP），借鑒權小鋒等（2010）[23]的做法①，采用并購后一年管理費用扣除董事、監事及高管年薪總額和當年無形資產攤銷額后的差額的自然對數作為代理變量。模型（2）和模型（3）的解釋變量為虛擬變量——并購決策（MA），用來衡量公司是否發動成功的并購交易。如果上市公司在特定年份發起了成功的并購交易，則解釋變量MA賦值為1，而如果上市公司在特定年份沒有發起并購交易或發動的并購交易沒有成功，則解釋變量MA賦值為0。在借鑒了杜興強和王麗華（2007）[24]、李善民等（2009）[6]、權小鋒等（2010）[23]等研究的基礎上，本文選擇了財務杠桿（LEV）、發展速度（Sales_growth）、盈利能力（ROA）、高管持股（MH）、管理層權利（MP）和股權集中度（Control）等一系列影響上市公司高管貨幣薪酬和在職消費的變量，作為模型（2）和模型（3）的控制變量。

模型（2）和模型（3）的各變量的具體定義與說明見表2。

四、實證結果分析

（一）描述性統計

根據模型（1）的回歸結果可以得到樣本公司現金持有狀況與并購交易情況如表3。表3的數據顯示，在2009～2013年的9 686個樣本中，現金持有超額公司為3 405個，比例約為35.15%，其中有36.15%（即1 231個）發動了成功并購交易；現金持有不足公司為6 281個，比例約為64.85%，其中有33.63%（即2 112個）發動了成功并購交易。

表4列示了現金持有超額公司實施并購的全樣本，以及按并購決策分組后各主要變量的描述性統計結果。發動成功并購（MA=1）的現金持有超額公司的高管貨幣薪酬、在職消費的均值和中位數，均高于并購不成功和未發動并購（MA=0）的現金持有超額公司的高管貨幣薪酬、在職消費的均值和中位數。上述結果在未經過多元回歸檢驗的情況下可以初步說明，如果現金持有超額公司前一年發動了成功的并購交易，則并購后一年公司高管的貨幣薪酬和在職消費將呈現增大的趨勢，因而假設1得到初步驗證。

表5列示了現金持有不足公司實施并購的全樣本，以及按并購決策分組后各主要變量的描述性統計結果。根據表4和表5所列示的數據顯示，無論是現金持有超額樣本公司還是現金持有不足樣本公司，發動成功并購的公司（MA=1）在并購后一年的資產負債率的均值和中位數均高于并購不成功公司和未發動并購公司（MA=0）在并購后一年的資產負債率的均值和中位數；而發動成功并購（MA=1）的現金持有超額公司并購后一年的資產負債率的均值和中位數均低于發動成功并購（MA=1）的現金持有不足公司并購后一年的資產負債率的均值和中位數，這表明現金持有超額公司并購后的債務融資比例低于現金持有不足公司。

表4和表5列示的數據顯示，在現金持有超額公司和現金持有不足公司中，發動成功并購的公司（MA=1）在并購后一年的ROA的均值和中位數均高于并購不成功公司和未發動并購的公司（MA=0）在并購后一年的ROA的均值和中位數，這表明無論是現金持有不足公司還是現金持有超額公司，發動成功并購（MA=1）公司的未來盈利能力高于并購不成功和未發動并購（MA=0）的公司；同時，發動成功并購（MA=1）的現金持有超額公司并購后一年的ROA的均值和中位數均大于發動成功并購（MA=1）的現金持有不足公司并購后一年的ROA的均值和中位數，這表明發動成功并購（MA=1）的現金持有超額公司的未來盈利能力高于發動成功并購（MA=1）的現金持有不足公司。

（二）相關性分析

為了避免模型中存在嚴重的多重共線性對回歸結果產生不利影響，本文在對模型（1）、模型（2）進行回歸分析之前，采用Spearman相關系數對模型的解釋變量和全部控制變量進行相關性分析。表6和表7分別列示了現金持有超額樣本公司和現金持有不足樣本公司模型（2）和模型（3）的主要變量之間的Spearman相關系數。從表6和表7相關性分析的結果來看，現金持有超額樣本公司與現金持有不足樣本公司的各變量之間的兩兩相關系數的絕對值均小于0.5，表明模型（2）和模型（3）的解釋變量與全部控制變量之間的相關性均較弱，變量之間的多重共線性不會對模型（2）和模型（3）的回歸結果產生嚴重的不利影響。

（三）回歸分析結果

本文通過構建兩個多元回歸模型來檢驗公司現金持有狀況不同時，分別檢驗公司現金持有狀況不同時，并購決策與管理層的貨幣薪酬和在職消費之間的關系，結果如表8所示。其中現金持有超額樣本公司的回歸結果顯示，并購決策在模型（2）和模型（3）中的回歸系數分別為0.021 2和0.043 7，并且分別在10%和1%的置信水平上顯著，這表明現金持有超額公司高管的貨幣薪酬和在職消費受到并購決策的顯著正向影響，現金持有超額公司發動成功并購交易一年后，其高管的貨幣薪酬和在職消費都有明顯增長，這在一定程度有助于解釋現金持有超額公司的高管更可能做出減少企業價值的投資決策的強烈動機，而這一動機的出發點可能是高管為了謀取并購后個人私利的最大化。因此，假設1得到了驗證。現金持有不足樣本公司的回歸結果顯示，并購決策在模型（1）和模型（2）中的回歸系數在統計上均不顯著，這表明現金持有不足公司高管的貨幣薪酬和在職消費與公司的并購決策不存在顯著關系，假設2得到驗證。

表8的回歸分析結果顯示，現金持有超額公司的成長性和現金持有不足公司的成長性與高管的在職消費均在1%的水平上顯著正相關，這表明我國上市公司成長性使得管理層的在職消費顯著增加，這與國外公司的薪酬激勵機制不完全相同。根據表8列示的數據顯示，現金持有不足公司第一大股東持股比例與高管在職消費在5%的水平上顯著負相關，這表明大股東的存在對現金持有不足公司高管的在職消費水平起到一定的抑制作用。從表8的回歸結果還可以看出，現金持有超額公司的ROA和現金持有不足公司的ROA與高管貨幣薪酬均在1%的水平上顯著正相關，這表明管理層的貨幣薪酬會隨著公司本期ROA的增長而增加，其原因是我國許多上市公司的董事會或薪酬委員會在制定高管貨幣薪酬時往往更加重視會計業績指標（ROA），這與杜興強和王麗華（2007）[24]、方軍雄（2009）[25]的研究結論一致。本文的經驗研究并沒有發現高管權利（MP）與高管的貨幣薪酬和在職消費之間的顯著關系。根據表8的回歸結果顯示，無論是現金持有超額公司還是現金持有不足公司，公司規模（Size）與高管貨幣薪酬和在職消費均在1%的水平上顯著正相關。這表明公司發動并購會擴大公司規模，進而引起高管貨幣薪酬和在職消費的增加，這與Datta et al.（2001）[13]、張廣寶和施繼坤（2012）[18]的研究結論一致。從表8可以看出，當現金持有超額公司的財務風險增大時，高管貨幣薪酬有增長的趨勢，但在統計上并不顯著；而現金持有不足公司的財務風險增大時，高管的在職消費顯著增長。這表明債權人對現金持有不足公司管理層的在職消費無法進行有效地制約，這與張廣寶、施繼坤（2012）[18]的研究結論一致。從表8的數據可以看出，現金持有不足公司的高管持股比例與高管貨幣薪酬在5%的水平上顯著正相關，但與高管在職消費不存在顯著關系。這表明現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貨幣薪酬的增長，反而使高管因權力的增大運用權力尋租，在一定程度上促使了高管貨幣薪酬的增長。其原因可能是目前我國大部分上市公司的高管持股比例較低，據筆者統計，在2010～2014年間，高管持股比例小于等于5%的上市公司高達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。較低的持股比例并不能有效地激勵高管將其私有收益與公司長遠的價值目標相結合，從主觀上來說，高管更關注的還是其私人收益。

（四）穩健性檢驗

本文采取以下兩種方法對研究結果進行穩健性檢驗：第一，借鑒李善民等（2009）[6]的做法，以“調整后的支付的其他與經營活動有關的現金流量的自然對數”②作為高管在職消費的替代變量，對模型（3）的回歸結果進行穩健性檢驗，檢驗結果（如表9所示）與前文的研究結論基本一致；第二，由于本年度的高管薪酬和可能部分體現了上年度的企業業績（權小鋒等，2010）[23]，因此本文采用滯后一期的盈利能力變量（ROA）替代本年度的盈利能力變量（ROA）對模型（2）、模型（3）的回歸結果進行穩健性檢驗，檢驗結果（如表9和表10所示）與前文的研究結論基本一致。因此，本文的研究結論是穩健的。

五、研究結論

本文以2009～2013年我國滬深A股上市公司及該段時間內上市公司發生的并購交易作為研究樣本，將公司現金持有狀況、并購決策及高管的私有收益三者納入同一研究框架，采用多元回歸模型研究了不同的現金持有狀況下，公司的并購決策對管理者私有收益產生的影響，并得出以下主要結論：

第一，現金持有超額公司高管的貨幣薪酬和在職消費受到并購決策的顯著正向影響，現金持有超額公司發動成功并購交易一年后，其高管的貨幣薪酬和在職消費都有明顯增長，這在一定程度有助于解釋現金持有超額公司的高管更可能做出減少企業價值的投資決策的強烈動機，而這一動機的出發點可能是高管為了謀取并購后個人私利的最大化，從而表明代理動機對現金持有超額公司發動的并購交易更具有解釋力。公司持有超額現金為高管謀取個人私利行為提供了“溫床”，從而誘使高管作出有損股東財富的決策，因此公司持有超額現金具有負面價值效應。

第二，公司的并購決策對現金持有不足公司高管的貨幣薪酬和在職消費不存在顯著影響，這表明而現金持有不足公司面臨著較高的現金短缺風險和財務風險，為了防止公司破產或被收購，公司管理層在選擇投資決策時，不會只考慮到謀取個人私利，可能更傾向于選擇有利于增加企業財富的投資決策。

[注 釋]

① 權小鋒等（2010）[23]的研究以2004～2007年A股國有上市公司為樣本，研究使用的財務數據期間為2004～2007年，其中，2007年的數據取自Wind舊版的財務報表，所以權小鋒等（2010）[23]計算高管在職消費的具體做法是，管理費用扣除董事、高管以及監事會薪酬總額、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高管在職消費的項目后的金額。但是，2007年企業開始執行新的企業會計準則，新準則規定壞賬準備、存貨跌價準備等資產減值項目應當計入“資產減值損失”科目。本文以2008～2011年我國滬深上市公司及該段時間內我國上市公司發生并購交易作為研究樣本，研究使用的數據期間是2007～2011年，所以本文中高管在職消費的具體計算做法是，管理費用扣除董事、監事及高管年薪總額以及當年的無形資產攤銷額后的差額的自然對數。

② 關于“調整后的支付的其他與經營活動有關的現金流量的自然對數”，本文借鑒李善民等（2009）[6]的做法：如果支付的其他與經營活動有關的現金流量超過當年行業中值，則取其之差的自然對數；如果支付的其他與經營活動有關的現金流量低于當年行業中值，則取其之差絕對值的自然對數的相反數。

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