企業間高管聯結對并購溢價的影響研究

崔文娟 苗地 郭子瑋

【關鍵詞】 高管聯結; 并購溢價; 組織間模仿行為

【中圖分類號】 F271.4? 【文獻標識碼】 A? 【文章編號】 1004-5937（2022）04-0079-09

一、引言

企業并購作為一種重要的投資活動，對企業做強做大具有重要的戰略意義。但從現有研究來看，企業發生并購不一定會在短期內為并購方股東創造價值，反而在交易過程中會支付較高的并購溢價，有三個層面的因素影響并購方支付的溢價水平。第一，市場層面。市場競價假說，基于競爭者的出現而造成的對被并購公司控制權的爭搶壓力，導致并購溢價水平較高。第二，企業層面。如資源基礎假說，為獲取并購后的資源優勢使并購方傾向于支付較高的溢價水平;協同效應假說，當兩家公司協同度高時，并購溢價也會相應增高;市場勢力假說，購買方愿意支付更高的并購溢價，減少競爭者以取得壟斷地位。第三，高管層面。主要有三類理論，第一類基于委托代理理論，根據高管理性經紀人屬性，即并購活動中高管考慮自身利益和薪酬優于考慮并購交易中的溢價水平;第二類基于高階理論[1]，關注高管的個人特征對并購活動的影響，即高管屬于有限理性人，代表其認知水平的性別、教育情況、職業路徑等異質性因素會影響高管的并購選擇;第三類基于自大理論分析高管過度自信的特征，當高管存在自大的個人特質時，更容易低估并購交易中的潛在風險，從而支付過高的并購溢價;除此之外，企業高管的錨定效應也會影響并購行為，即人們會受到初始錨值的影響，進而影響并購決策。

顯然，上述三個層次的因素中前兩個是從宏觀的視角進行分析，忽視了并購活動中起決策作用的高管。后一個因素從高管角度出發，但是其研究重點是高管的自然屬性，沒有關注高管的社會關系屬性。不僅如此，以高管個人情況進行的分析，影響的差異性因素較多且沒有成熟的量表。綜上，本文以2014—2018年滬、深A股上市公司披露的高管信息為樣本，重點研究企業高管的社會屬性，即當存在企業間高管聯結情況時對并購溢價決策的影響。

二、文獻綜述

（一）高管聯結

網絡關系戰略是實現公司發展的關鍵性戰略之一。其中高管聯結對公司的發展有重要的影響。

現主要存在三種高管聯結，第一種是高管與政府的聯結。銀行貸款方面，高管政治聯結可以使企業獲得更多的銀行貸款以及更長的債務期限[2];不僅如此，高管政治聯結作為一種企業具有社會責任的聲譽，有利于企業進入金融行業，緩解民營企業的融資困難[3];稅收優惠方面，高管的政治聯結有利于企業獲得更多的稅收優惠，尤其在企業稅外負擔重的地區，這種優勢更加明顯[4]。

第二種是我國國有企業改革的制度背景下的高管跨體制聯結。陳仕華等[5]的研究表明，與國有企業沒有跨體制聯結關系的情況相比，國有企業高管擁有跨體制聯結關系時，國有企業向私營企業轉讓股權的可能性較大。

第三種是企業間的聯結。企業間高管聯結，指高管同時兼任兩家或多家企業高管并在這些企業之間形成的聯結關系。存在高管聯結的公司之間在捐款行為方面表現出一致性[6];財務重述行為可能會在高管聯結公司之間擴散，如果被模仿企業發生財務重述行為，那么模仿企業發生財務重述行為的可能性增大[7];在高管聯結對公司會計信息影響方面，周曉蘇等[8]研究發現，企業會計政策選擇存在組織間模仿行為，即存在高管聯結關系的配對公司之間有更相似的會計政策選擇，應計及盈余結構更加相似，會計信息可比性更高。而張嬈[9]的研究表明，聯結企業會計信息質量與目標企業會計信息質量也具有相似性。

（二）高管聯結與并購行為

相較于西方發達國家，中國的企業并購活動仍處于初期階段，整體上企業擁有的并購經驗較少且市場中介機構發育有待完善[10]，使得中國企業在開展并購活動時更有可能受到其他企業并購活動的影響。因此，高管聯結在并購活動中扮演著重要的角色。

在研究高管聯結與并購關系的文獻中，一方面是高管與政府的聯結對并購行為的影響，如盧昌崇等[11]的研究表明：高管政治聯結并非正向地影響并購績效，而是通過削弱高管過度自信對并購績效的負面影響來發揮作用。李善民等[12]的研究表明：公司與當地的政治關聯度越高，越傾向于進行本地控制權轉移;企業的政治關聯越高，越傾向進行多元化并購進入到與主業無關的、高利潤的行業中[13]。潘紅波等[14]發現：高管政治聯結能夠有效地抑制地方政府對上市公司的“掠奪之手”的侵害，對盈利性上市公司的并購活動有積極影響。

另一方面，企業間的高管聯結與并購行為甚至并購效益也有很強的相關性，如與并購方存在董事聯結關系的公司更可能成為并購的目標公司，且獲得的長期并購效益會相對較好[15]。

（三）文獻述評

綜上所述，現有文獻對高管聯結的研究分為高管與政府聯結、高管跨體制聯結以及企業間的高管聯結;對高管聯結和并購活動之間關系的探究分為高管與政府的聯結關系對并購行為的影響以及企業間的高管聯結對并購績效的影響。不難看出，企業間的高管聯結對我國企業發展有著顯著的影響，但其中探究其對并購溢價決策方面的研究較少。鑒于此，本文基于2014—2018年滬、深兩市A股上市公司的企業間高管聯結數據和2015—2019年并購溢價數據分析了企業間網絡關系對并購溢價決策行為的影響，并借鑒《模仿律》一書中的理論，進一步考察及實證檢驗了組織間模仿理論對于并購溢價決策行為的作用。

三、理論分析與研究假設

（一）組織間模仿理論

組織間模仿行為是指當某一組織執行了某種行為，與該組織有聯系的另一組織也有可能執行同一種行為[16]。

（二）高管聯結與并購溢價的模仿動機

模仿行為產生的第一大原因是模仿動機的產生，動機的種類可以劃分為兩種：內在模仿需求和外在誘因。前者通過模仿行為來滿足組織內在需求，包括合法性需求、心理需求等。后者強調的是外部環境對組織決策的影響，其中外在推動因素包含四個方面：資源、代理、績效和不確定性。

資源誘因中，只有當企業決策者擁有足夠的時間和資源時，才會傾向于通過自身理性計算決定采取行為。顯然在高管進行并購決策中，標的估價需要通過長時間的調研和計算取得，且如果標的本身的財務狀況頻繁變化，那么決策者在時間和資源上都是不充足的，因此，這種情況下模仿反倒是一種理性選擇。代理誘因中，風險規避的代理人為了避免決策失誤，往往會隨大流模仿其他企業的行為，只要代理人和其他企業的決策一致，即使最后的結果不太理想，委托人也很難對代理人的績效進行不恰當的評價，也就不會傷及代理人的名譽。績效誘因中，當高管為了避免并購決策失誤時，會通過模仿行為而規避風險。不確定誘因中，組織模仿行為是對環境不確定的自然反應。高管在進行并購議價時，首先溢價水平是不確定的，高管不了解出什么價格可以既高于競爭者又使被并購方滿意;其次競標選擇是不確定的，無法判斷是繼續競標還是撤標;最后從內因分析，由于外部因素的不確定性以及可能產生的經濟風險，使得高管為了獲得合法性而采用模仿策略。

（三）高管聯結與并購溢價的模仿條件

當企業具備了模仿動因之后，組織間模仿行為的發生還需要滿足三個條件[17]：（1）A公司首先發生了某種行為;（2）B公司與A公司存在某種組織間的聯結關系;（3）B公司隨后也發生了這種行為。顯然這三個條件中最重要的是企業之間需要存在某種方式的聯系，即某一組織和模仿源之間需要通過某種渠道傳遞，才會出現模仿行為。

企業間高管聯結是一種特殊的企業關聯，這種信息傳遞渠道決定了其比其他傳遞途徑有著更為重要的影響力。由于高管直接參與企業的并購交易決策，所以聯結公司的并購交易決策會為高管進行目標公司的并購活動起到幫助性作用。雖然現今可以通過各種媒介獲取公司信息，但是通過高管聯結這種方式獲取企業信息有它獨有的優勢：第一，由于高管親身參與聯結公司的決策，獲得數據更真實;第二，外部媒介披露的公司數據不一定完整，無法準確地反映公司情況，而通過高管聯結可以獲取更為隱蔽的信息;第三，由于并購活動本身是一項專業性很強的決策行為，存在聯結關系的企業間高管不僅擁有一定的并購經驗而且可以使相關并購技巧的傳遞變得更方便。基于此，提出假設1。

H1：目標企業的并購溢價與聯結企業的并購溢價具有顯著的正相關性。

（四）高管聯結與并購溢價的模仿信息處理

同時高管模仿聯結企業的并購行為時會通過信息源、信息流通渠道和信息終端三個因素來影響目標公司并購溢價水平。

1.信息源對并購溢價決策的影響

信息源獲取信息的程度不同會影響高管的并購溢價決策。企業間的高管聯結分為外部高管聯結和內部高管聯結，分別是由獨立董事構成的高管聯結與獨立董事之外其他高管形成的高管聯結。中國企業中的獨立董事大多來自外聘的學術機構的學者，因此可能會缺少企業運營方面的實踐經驗，這必然會限制獨董在董事會的話語權和影響力，以至于在具體決策中發揮的作用有限[18]。相比之下，內部高管聯結發揮的影響力更大，組織間模仿行為更容易發生。基于此，提出假設2。

H2：企業間存在內部高管聯結比存在外部高管聯結關系，會使目標企業并購溢價與聯結企業并購溢價之間的正相關關系更強。

在“先內后外律”中模仿者更傾向于選擇模仿與自身有相似特征的組織。Dimaggio et al.[19]的研究表明：企業更可能對與其處在同一“組織領域”中其他企業的做法進行模仿，這會使他們的某些行為方面表現出一致性?；诖?，提出假設3。

H3：當聯結企業與目標企業屬于同一種行業時，較兩企業處于不同的行業，會使目標企業并購溢價與聯結企業并購溢價之間的正相關關系更強。

2.信息流通渠道對并購溢價決策的影響

信息流通渠道也會影響組織間模仿的決策。其中，網絡連接數量會對網絡中行為的傳播產生巨大的影響。由于網絡連接較多的目標企業掌握的資源較多，對于單個企業的模仿行為程度會相應降低;反之，如果其連接數量相對較少，模仿單個企業程度會較強。基于此，提出假設4。

H4：當目標企業網絡連接數量較少時，目標企業并購溢價與聯結企業并購溢價之間的正相關關系更強。

3.信息終端對并購溢價決策的影響

信息終端的處理，即目標企業的認知和判斷會對組織間的模仿行為產生影響?！皶r間近視”，即忽略遠期而給近期事件更多的關注。如果高管在某段時間內對多個聯結企業進行過并購行為，那么距離目標企業并購決策更近的行為會對其影響更大?；诖?，提出假設5。

H5：當目標企業的并購行為與聯結企業的并購行為發生的時間差越小時，目標企業并購溢價與聯結企業并購溢價之間的正相關關系更強。

“失敗近視”，即忽略失敗而給成功事件更多的關注。組織傾向于把模仿的重心放在成功的案例中，這與G.Tarde提出的邏輯模仿律的觀點一致。在并購決策中，低并購溢價水平代表較好的并購行為。因此，目標企業更傾向于模仿支付較低并購溢價的企業。基于此，提出假設6。

H6：當聯結企業的并購溢價水平越低，目標企業并購溢價與聯結企業并購溢價之間的正相關關系更強。

四、研究設計

（一）樣本選擇與數據來源

本文以滬、深A股上市公司2015—2019年的并購交易事件作為樣本。研究樣本的數據處理過程如下：從Wind數據庫中獲得A股上市交易公司2015—2019年并購交易的初始數據2 329個。研究樣本進行如下程序的篩選：（1）剔除并購交易狀態處于傳言、進行中、失敗等情況;（2）剔除未披露交易價格的情況;（3）剔除非人民幣交易的并購交易;（4）剔除ST類公司的并購交易;（5）剔除以買殼上市為目的的交易。經過上述過程，最終獲得2 143個并購交易樣本。

本文在測量企業間高管聯結時，高管信息選取發生并購交易前一年年底的數據。具體處理過程如下：從國泰安數據庫中獲得滬、深兩市2014—2018年A股上市公司高管及其董事會成員名單，共涉及49 691條高管信息，其中各個公司對應的高管名字都擁有唯一數字編碼，可以有效排除同名對匹配高管聯結對的影響。本文從經過處理后的并購交易樣本中篩選出存在高管聯結情況的并購對，即從2 143條并購交易樣本中一一組對篩選買方公司中是否有高管聯結對情況存在，最終獲得了2 335對高管聯結對。

最后，將2 335對高管聯結對經過如下處理：（1）剔除未披露標的凈資產的并購交易;（2）剔除上市公司財務數據披露不完整的并購交易;（3）剔除溢價水平異常的并購交易，最終獲得241對并購交易數據。其他的變量數據如地區信息、行業、企業特征、并購交易特征等信息均來自于Wind數據庫。

（二）變量定義與測量

1.因變量選取

關于并購溢價指標的計算與測量，目前普遍使用的測量方法是：并購溢價=（每股收購價格-每股市值）/每股市值，但此方法在我國目前的并購市場上并不適用。從收集到的數據來看，2 329條交易數據中僅有29條標的方為上市A股公司，90條標的公司財務信息對外披露，約95%的標的公司為非上市公司，因此無法通過收集每股市值的數據來計算并購溢價。鑒于此，本文借鑒唐宗明等[20]的研究，應用的測量方法為：并購溢價=（交易總價-交易標的的凈資產）/交易標的的凈資產。

2.自變量選取

本文中聯結企業的并購溢價為自變量，考察變量包括企業聯結性質、行業區別、企業網絡連接數量、時間跨度以及聯結企業的低并購溢價水平，目標企業的并購溢價為因變量。為了保證目標企業確實模仿聯結企業并購溢價決策以及兩公司之間確實存在高管聯結關系，本文在兩家企業發生并購交易的時間上都進行了嚴格的限定，即如果聯結企業在t年份（2015—2019中的任意一年）發生了并購行為，則目標企業發生并購活動的年份可為t+x年（3≥x≥1），而證明其確實存在高管聯結的方法是：只要t-1年至t+x-1年中的任何一年兩企業間存在高管聯結關系，即這兩筆并購行為的買方公司之間存在高管聯結關系。舉例而言，若A企業2015年發生了一筆并購，B企業2018年發生了一筆并購，且兩公司在2014—2017年中任意一年存在高管聯結關系，則可以將A企業的并購溢價作為自變量，B企業的并購溢價作為因變量。

3.考察變量選取

本文考察變量劃分標準如下：企業聯結性質：目標企業與聯結企業之間是否為獨立董事聯結，是為1，否則為0，獨董聯結是指高管同時兼任兩企業的獨立董事，非獨董聯結指的是高管在至少一方企業中兼任獨立董事;行業區別：聯結企業與目標企業是否屬于同一個行業，是為1，否為0，行業劃分標準是依據中國證監會《上市公司行業分類指引》指定的;企業網絡連接數量：目標企業通過企業間高管聯結的公司數量，本文選用目標企業發生并購行為前一年年底披露的高管與董事成員名單確定聯結數量;時間跨度：目標企業發生并購活動時間與聯結企業發生并購活動時間差，應為1—3年;聯結企業的低并購溢價水平：聯結企業的低并購溢價水平代表較好的并購績效，本文以50%的并購溢價水平為臨界點，如果聯結企業并購溢價水平低于50%，取值為1，否則為0。

4.控制變量選取

交易比例：交易股權占被并購公司總股權的比例，并購交易比例的大小直接決定買方企業是否擁有被并購公司的實際控制權，會影響并購溢價;支付方式：目標公司是否選擇用現金支付交易，是為1，否則為0，不同的支付方式會對并購溢價產生影響;財務顧問：目標公司是否聘用了財務顧問，是為1，否為0，聘任了財務顧問的并購交易活動更有可能支付較低并購溢價;財務協同程度：被并購公司與并購方的權益負債率的差值，差值越小說明兩者財務協同程度越高;目標企業特征中，自由現金流：自由現金流/總資產，當自由現金流比值越大，即代表企業可支配現金越多，容易支付更高的并購溢價;企業成長性：主營業務收入增長差占上年主營業務收入的比重，企業的成長性可能會對并購溢價產生影響;企業股權集中度：第一大股東持股占比情況，當第一大股東股權占比較大，對高管監管程度會更高，當高管進行并購決策時，交易過程中支付的并購溢價可能會相應降低;在被并購公司變量中，被并購公司相對規模：被并購公司與并購公司資產的比值。

各變量定義及說明詳見表1。

五、實證結果與分析

（一）描述性與相關性分析

表2是2015—2019年并購交易情況和各年匹配出的高管聯結企業對情況，從表中對并購交易事件數的統計可以看出隨著年份的增長，并購事件發生的頻次是處于上升趨勢，且存在一家上市公司在同一年進行多筆并購交易的情況;從給出的匹配高管聯結企業對數也可以看出高管聯結情況在發生并購交易的企業中普遍存在且數量在逐年上升。

表3給出的是變量的描述性統計結果與相關性系數，從表中均值可以看出：并購溢價較低的情況只占全部樣本量1/4左右，普遍并購溢價水平較高;聯結企業和目標企業屬于同行業情況約占總樣本的一半左右;在網絡聯結數量上，均數超過了10個，而且其中為獨董聯結的占88%，說明獨立董事存在多家上市公司任職的情況;最后聯結與目標企業發生并購活動的年限差為1.35年，說明普遍的模仿行為年限不會過長，否則會降低模仿的效益。

從表3中給出的相關性系數可以看出：目標企業并購溢價與聯結企業并購溢價存在顯著的正相關關系，系數為0.06且在5%水平上顯著，這與H1的預測相符。

（二）多元回歸分析

表4給出的是多元回歸結果?；鶞誓Ｐ徒o出的是所有控制變量的回歸結果，從表中基準列可以看出，交易比例變量的回歸系數為正數顯著，且在后續H1至H6中，多數情況此變量為正數，說明當并購活動中交易比例越大，目標企業的并購溢價越高;同時，財務顧問變量的回歸系數為正且在10%水平上顯著，但在其他假設結果中該特征并不明顯;在目標企業第一大股東占股比例這個變量中可發現其回歸系數為負數，這與原本預估的情況是一致的，當股東占股比例較大時，會從側面監控并購活動交易決策者高管的行為，可以在一定程度上抑制過高并購溢價的發生，所以兩者處于顯著負相關的關系。

表4中H1列為在基準模型的基礎上單純引入聯結企業并購溢價變量以實證檢驗H1的結果，從回歸數據中可以看出聯結企業的并購溢價回歸系數為0.995，在1%水平上顯著為正，說明聯結企業的并購溢價對目標企業的并購溢價有顯著的正向影響，進而驗證前文提出的H1成立。

而對于調節效應的檢驗，本文采用分組法進行檢驗，通過設置臨界點，將已收集數據分為兩組，對比兩種情況的回歸系數，回歸系數較大且比較顯著的一方說明其正相關關系更強。

針對H2，將高管聯結方式是否為外部高管聯結即獨立董事聯結作為分界點，聯結企業與目標企業為內部聯結關系為一組，反之為另一組，結果表明：當兩企業為內部高管聯結時回歸系數為3.824在1%水平上顯著，而當情況變為外部聯結方式時，回歸系數為0.311在10%的水平上顯著，說明當聯結企業與目標企業之間為內部高管聯結關系時，目標企業更傾向于模仿聯結企業的并購行為，進而驗證前文H2的提出。

針對H3，將目標企業與聯結企業行業情況是否相同作為分界點，相同為一組，不相同為另一組，結果表明：雖然兩種情況下聯結企業并購溢價回歸系數均為正（0.200和0.450），但結果并不顯著，說明行業并不能對目標企業的并購溢價起決定性作用，無法印證H3。

針對H4，將目標企業的高管聯結企業數量作為劃分標準，從表3中可以看出目標企業高管聯結數量的均值為10.23，因此本文選取數量10個作為分界點，目標企業聯結的企業數量大于10個為一組，反之為另一組，結果表明：當與目標企業的聯結企業數量較少時，其回歸系數為1.084且在5%水平上顯著，而當聯結數量較多時回歸系數雖為正（0.103）但并沒有顯著的情況，說明與聯結數量較多的情況相比，聯結數量較少的樣本組中聯結并購溢價變量不僅結果顯著且回歸系數較大，說明與目標企業聯結的企業數量越少，兩企業并購溢價正相關性越強，這與提出的H4預計相同，當可模仿的企業數量越少時，聯結企業越容易被模仿。

針對H5，將目標企業發生并購交易與聯結企業發生并購交易的時間差作為劃分標準，時間差為1年的劃歸為時間差較短組，時間差為2年和3年的劃歸為時間差較長組，結果表明：在發生并購活動時間差為1年的情況中，回歸系數為1.080且在5%水平上顯著，而時間差為2年或3年的情況中，回歸系數為負數，這充分說明當聯結企業的并購行為與目標企業的并購行為時間差更小時，兩企業之間并購溢價的正相關關系更強，反之沒有明顯的正相關性甚至存在負相關，因此H5得到了驗證。

針對H6，將并購溢價為50%作為劃分并購溢價水平高低的分界點，將低于50%的樣本劃歸為低并購溢價樣本組，反之為高并購溢價樣本組，結果表明：在高并購溢價樣本組中回歸系數為1.523在1%水平上顯著，低并購溢價樣本組中回歸系數為1.859且不顯著，說明目標企業不一定會模仿并購溢價較低的企業，H6無法得到驗證。

（三）穩健性檢驗

關于主效應本文進行了如下穩健性檢驗：

針對H1，考慮目標企業的并購溢價對聯結企業的并購溢價的影響，在此將因變量與自變量進行互換，把聯結企業在并購交易中發生的并購溢價作為因變量，而將目標企業的并購溢價作為自變量，其中若聯結企業發生并購交易時間為t年，那么目標企業并購交易時間的選取為t-x年（3≥x≥1）。進行同樣的多元回歸分析測試后，目標企業并購溢價變量統計上不顯著，因此提出的可能性是不成立的。這說明前文H1的結果穩健性較好。

關于調節效應本文進行了如下穩健性測試：

針對H2，在這里調整劃分標準，只要高管在兩方企業中至少一家企業任職獨立董事可分類為外部董事聯結，兩家均未任職獨立董事的情況劃分為內部董事聯結，結果表明：使用新劃歸方法，外部聯結情況下的回歸系數為0.383不顯著，而內部聯結情況系數大于外部聯結情況且在10%水平上顯著，前文結果并未發生實質性改變。

關于H3，由于在所有樣本中目標企業高管聯結數量為11的樣本量較多，而總樣本平均值為10.23，因此在這里將分界點由10改為11，觀察其結果是否有明顯變化。發現在高管聯結數量大于11的情況下，回歸系數為0.181且并不顯著，而在數量小于11的情況中回歸系數為-0.666在5%水平上顯著。結果表明：當將低聯結數量組別增加至11時，其結果發生了明顯的變化，因此只有企業聯結數量在10以內時，聯結企業并購溢價與目標企業并購溢價才有顯著正向關系;而當選擇增多時，目標企業對單一企業并購溢價的依賴性較低。

關于H4，在這里將聯結企業與目標企業發生并購時間差為1年或2年的情況分類為模仿時間短樣本組，3年為模仿時間長樣本組，結果表明：時間差為1年或2年的樣本組回歸系數為1.217，在1%水平上顯著，另一組回歸系數為2.767且不顯著，得出的結果與前文沒有實質性差異。

以上說明前文H2、H4、H5的結果穩健性較好。

六、結論與啟示

本文基于上市公司A股2015—2019年并購交易數據，研究企業間高管聯結關系對并購溢價決策的影響，結果表明：企業間在并購溢價決策上存在組織間的模仿行為，即聯結企業并購溢價對于在1—3年之后發生的目標企業并購溢價有顯著的正向影響;并且部分服從組織間的模仿中的信息源的影響，即目標企業與聯結企業關系為內部高管聯結時，兩企業之間并購溢價水平的正相關關系更強;滿足組織間的模仿中信息流通渠道的影響，即目標企業網絡聯結數量較少時，兩企業的并購溢價水平的正相關關系更強;以及部分滿足模仿中的信息終端對模仿行為的影響，即目標企業與聯結企業發生并購時間差越小，目標企業并購溢價與聯結企業并購溢價之間的正相關關系更強。

綜合上述，對于企業實踐的啟示如下：一是高管聯結對并購活動有著正向的作用，當企業建設高管團隊時不僅需要關注高管的自然情況，也應該關注社會屬性，具體包括高管曾經任職過的企業，任職企業數目等特征;二是現今上市公司會外聘財務知識豐富的人員作為企業獨立董事以指導公司發展，但是從本文研究結果可以看出外部董事聯結對兩企業之間的并購溢價沒有顯著的調節作用，因此可以適當縮減不必要的外部董事的聘用，或者聘用一些對企業內部情況有深入了解的人員，可能會對并購溢價有著正向幫助。

本文也存在以下不足：一是由于并購交易中大多數標的公司屬于非上市公司，能獲得的數據量有限，本文只能基于現有數據情況做出如上結論;二是本文雖然已經對企業的網絡連接關系中的并購溢價有了初步探尋，但是并沒有深入分析企業網絡連接中的企業地區分布、企業規模對并購行為的可能影響。因此還有很多未決問題值得在未來進一步探究。

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