高管權(quán)力、多元化及公司績效

張春龍， 張國梁

（大連理工大學(xué) 工商管理學(xué)院，遼寧 大連116024）

一、引 言

隨著經(jīng)濟(jì)的不斷發(fā)展，企業(yè)的集團(tuán)化成為一種趨勢，越來越多的企業(yè)選擇進(jìn)入多個(gè)行業(yè)，以多元化的方式展開經(jīng)營活動(dòng)。多元化可以更有效配置企業(yè)所掌控的資源、分散風(fēng)險(xiǎn)，但也會帶來投資過度、內(nèi)部交叉補(bǔ)貼和代理成本增加等不利因素。我國的多元化經(jīng)營起步較晚，但卻表現(xiàn)出了迅猛的發(fā)展態(tài)勢。然而，企業(yè)的多元化經(jīng)營卻少有成功者，如巨人集團(tuán)的突然崩塌、德隆構(gòu)建商業(yè)帝國的失敗、澳柯瑪?shù)馁Y金危機(jī)和三九集團(tuán)的超額負(fù)債等，都是企業(yè)多元化失敗的典型案例。在這些企業(yè)多元化經(jīng)營失敗的公司中，往往都存在一個(gè)強(qiáng)勢的管理者，如巨人的史玉柱、德隆的唐萬新、澳柯瑪?shù)聂斎荷腿偶瘓F(tuán)的趙新先，他們都是企業(yè)的“教父”級人物。管理者的“強(qiáng)勢”是否影響了公司的多元化經(jīng)營，這一問題雖然重要，但至今還沒有得到學(xué)術(shù)界的回答。本文由此出發(fā)，研究管理者的“強(qiáng)勢”是否影響公司的多元化及其對公司績效的影響。

公司為何開展多元化，現(xiàn)有的解釋主要從市場勢力、資源配置和委托代理等角度出發(fā)。Gribbin認(rèn)為企業(yè)獲得競爭優(yōu)勢的前提是各種產(chǎn)品在相應(yīng)行業(yè)中都具有競爭優(yōu)勢從而形成市場勢力［1］。Teece認(rèn)為企業(yè)進(jìn)行多元化經(jīng)營是為了有效配置企業(yè)的剩余資源［2］。Jensen和Meckling提出的委托代理理論則是近年來用于解釋公司多元化的重要理論［3］。委托代理理論認(rèn)為，公司多元化并非是為了提高市場勢力和優(yōu)化資源配置，而是管理者考慮減少自身就業(yè)風(fēng)險(xiǎn)、提高個(gè)人報(bào)酬的結(jié)果。我國上市公司股權(quán)結(jié)構(gòu)呈現(xiàn)明顯的股權(quán)集中度高、存在控股股東等特征，使我國公司的多元化更多地受到公司治理的影響。相應(yīng)的，國內(nèi)學(xué)者對多元化動(dòng)機(jī)的研究也多從股權(quán)結(jié)構(gòu)、控股股東性質(zhì)等公司治理因素的角度出發(fā)，在委托代理理論的框架下展開討論［4］［5］。然而，現(xiàn)有研究對多元化動(dòng)機(jī)的討論忽略了動(dòng)機(jī)變?yōu)楝F(xiàn)實(shí)的手段，即動(dòng)機(jī)僅代表決策者的主觀意愿，將意愿變?yōu)楝F(xiàn)實(shí)需要相應(yīng)的手段，而權(quán)力可以起到這樣的作用。高管的權(quán)力是高管對公司的控制能力，是高管將自己意愿變?yōu)楝F(xiàn)實(shí)的有力手段。擁有了權(quán)力，高管也就掌握了將個(gè)人觀點(diǎn)轉(zhuǎn)化為公司決策的實(shí)現(xiàn)手段。

基于此，本文以現(xiàn)實(shí)中多元化經(jīng)營失敗的背景為切入點(diǎn)，采用2007～2011年間我國上市公司為研究樣本，以董事長為研究對象，從所有權(quán)權(quán)力、組織權(quán)力、專家權(quán)力和聲望權(quán)力四個(gè)角度定義高管權(quán)力，通過構(gòu)建面板模型分析高管權(quán)力對公司的多元化及其對公司績效的影響，以此揭示高管權(quán)力與公司多元化之間的內(nèi)在聯(lián)系，以及權(quán)力作用下公司多元化的經(jīng)濟(jì)后果，為優(yōu)化企業(yè)財(cái)務(wù)決策、有效約束高管權(quán)力提供理論依據(jù)和經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。

二、理論分析和研究假設(shè)

1.高管權(quán)力與公司多元化

由于我國特殊的制度背景，上市公司的公司治理特征與西方資本市場存在差異，如存在控股股東、國有產(chǎn)權(quán)缺位等。因此，由委托代理關(guān)系產(chǎn)生的公司治理問題成為了公司多元化的主要?jiǎng)右?，公司高管通過多元化投資擴(kuò)大企業(yè)規(guī)模，提高自己的薪酬水平，并為自己地位的穩(wěn)固提供了保障［4］［5］。在自利因素的影響下，公司高管通過權(quán)力進(jìn)一步將多元化動(dòng)機(jī)轉(zhuǎn)化為實(shí)際的行動(dòng)。劉焱、姚海鑫、盧銳等認(rèn)為高管權(quán)力是高管影響公司治理體系的能力，高管權(quán)力越大其對公司治理結(jié)構(gòu)的影響能力越強(qiáng)，越能夠有力地配置企業(yè)資源［6］［7］。因此，當(dāng)高管擁有了權(quán)力，也就擁有了實(shí)現(xiàn)其意愿的手段。隨著權(quán)力的增大，這種實(shí)現(xiàn)的可能性也就越高。

此外，權(quán)力也進(jìn)一步增強(qiáng)了高管進(jìn)行多元化投資的意愿。Fast等研究認(rèn)為，權(quán)力將導(dǎo)致權(quán)力掌握者出現(xiàn)過度自信的傾向［8］。他們通過心理學(xué)實(shí)驗(yàn)的方法，指出掌控權(quán)力導(dǎo)致過度自信的兩種心理機(jī)制：一是使權(quán)力掌握者產(chǎn)生主觀的領(lǐng)導(dǎo)權(quán)意識，對積極的活動(dòng)結(jié)果投入更多的精力和認(rèn)知；二是滿足自身對領(lǐng)導(dǎo)者角色扮演的主觀期望。在商業(yè)、政府、宗教組織、非盈利組織的決策中，這種過度自信使權(quán)力掌握者在決策中表現(xiàn)出對外在環(huán)境的樂觀估計(jì)，進(jìn)而低估決策帶來的風(fēng)險(xiǎn)而高估相關(guān)的收益。Malmendier和Tate［9］、姜付秀［10］、周杰和薛有志的研究表明，高管的過度自信顯著提高了公司的投資水平［11］。Malmendier和Tate的研究從過度自信的角度指出了高管對投資項(xiàng)目成本收益的樂觀估計(jì)與多元化程度呈正向關(guān)系［9］。姜付秀等的研究證實(shí)，我國資本市場尤其是銀行國有的背景下造成的債務(wù)軟約束，使得我國上市公司資金相對充裕，高管的過度自信與公司總投資及內(nèi)部投資水平呈現(xiàn)顯著正相關(guān)［10］。周杰和薛有志則以控制幻覺為研究假說，從管理者過度自信的視角檢驗(yàn)了大股東、債權(quán)人與政府的干預(yù)對公司多元化戰(zhàn)略的影響路徑，研究發(fā)現(xiàn)管理者過度自信提高了上市公司實(shí)施多元化戰(zhàn)略的傾向［11］。

綜上所述，高管權(quán)力一方面為高管出于自利因素而產(chǎn)生的多元化動(dòng)機(jī)提供了實(shí)現(xiàn)途徑；另一方面，權(quán)力引起的過度自信進(jìn)一步加劇了多元化投資沖動(dòng)?；谝陨系姆治?，本文提出如下假設(shè)：

假設(shè)1：在相同條件下，高管權(quán)力越大，公司的多元化程度越高。

2.對公司績效的影響

在委托代理關(guān)系下，高管進(jìn)行多元化的動(dòng)機(jī)來自于個(gè)人私利的需要，而不是取得市場競爭力、優(yōu)化資源配置、減少交易成本等因素，因此這種多元化經(jīng)營將會損害公司績效。由于高管權(quán)力為這種基于自利因素的多元化動(dòng)機(jī)提供了實(shí)現(xiàn)手段，因此權(quán)力越大，多元化動(dòng)機(jī)成為現(xiàn)實(shí)的可能性越高，這種自利因素誘導(dǎo)下的多元化經(jīng)營對公司績效的損害越明顯。同時(shí)，權(quán)力帶來的過度自信效應(yīng)會使高管高估投資收益而低估風(fēng)險(xiǎn)，更有可能錯(cuò)誤地投資于凈現(xiàn)值為負(fù)的項(xiàng)目，從而進(jìn)一步損害公司績效。綜上所述，高管權(quán)力越大，自利因素引發(fā)的多元化動(dòng)機(jī)的實(shí)現(xiàn)可能性越高，投資于低盈利甚至虧損項(xiàng)目的沖動(dòng)也越高，從而給公司績效帶來更多的負(fù)面影響。因此，本文提出如下假設(shè)：

假設(shè)2：在相同條件下，高管權(quán)力越大，多元化對公司績效的負(fù)面影響越重。

三、樣本選擇與研究設(shè)計(jì)

1.數(shù)據(jù)來源與樣本選擇

基于本文的研究目的，考慮到新會計(jì)準(zhǔn)則的實(shí)施對數(shù)據(jù)可比性的影響，本文將研究區(qū)間定為2007～2011年共5個(gè)年度。本文的財(cái)務(wù)報(bào)表數(shù)據(jù)和股價(jià)數(shù)據(jù)均來自北京色諾芬信息服務(wù)有限公司提供的CCER中國證券市場數(shù)據(jù)庫，財(cái)務(wù)報(bào)表附注數(shù)據(jù)來自于CSMAR數(shù)據(jù)庫，統(tǒng)計(jì)軟件為STATA11.0。對于數(shù)據(jù)缺失值，本文盡量采用手工方式加以補(bǔ)齊。

為確保研究結(jié)論的穩(wěn)健可靠，本文剔除了如下數(shù)據(jù)：（1）金融和保險(xiǎn)類上市公司；（2）中途退市或ST的上市公司；（3）資不抵債的公司；（4）主要變量分位數(shù)0.5%以下和99.5%以上的公司。進(jìn)行這些剔除后，假設(shè)1共得到4788個(gè)公司－年度樣本，假設(shè)2共得到3622個(gè)公司－年度樣本。

2.變量定義

多元化的本質(zhì)是企業(yè)進(jìn)入多個(gè)行業(yè)展開經(jīng)營，在多行業(yè)中配置資源。因此，研究中一般采用企業(yè)經(jīng)營所跨的行業(yè)數(shù)目（N）來衡量企業(yè)的多元化程度。另外，為了考慮企業(yè)進(jìn)入的每個(gè)行業(yè)的規(guī)模，現(xiàn)有研究還將每個(gè)行業(yè)的收入進(jìn)行加權(quán)處理，形成衡量公司多元化的另外兩個(gè)指標(biāo)熵指數(shù)（EI）和H指數(shù)（H）。與這些研究相同，本文采用企業(yè)經(jīng)營所跨的行業(yè)數(shù)目（N）、熵指數(shù)（EI）和H指數(shù)度量企業(yè)的多元化程度。其中，行業(yè)數(shù)目（N）和熵指數(shù)（EI）均為多元化程度的正向指標(biāo)，而H指數(shù)則是多元化程度的負(fù)向指標(biāo)。表1給出了所有變量的定義及計(jì)算方式。

表1 變量定義及計(jì)算方式

高管權(quán)力的基礎(chǔ)在于有能力處理內(nèi)外部的不確定性。國外成熟資本市場中高管權(quán)力探討的主體為CEO，強(qiáng)調(diào)其決策權(quán)。在我國，董事長是公司的法定代表人，且在董事會閉會期間有代行董事會部分職責(zé)的權(quán)力，因此本文將高管權(quán)力定位為董事長權(quán)力。在Finkelstein模型的基礎(chǔ)上，本文從組織權(quán)力（structural power）、所有制權(quán)力（ownership power）、專家權(quán)力（expert power）和聲譽(yù)權(quán)力（prestige power）4個(gè)角度選取指標(biāo)衡量高管權(quán)力［12］［13］［14］。其 中，組織權(quán)力采用董事長是否兼任CEO、董事會規(guī)模是否超過行業(yè)中位數(shù)2個(gè)指標(biāo)衡量；所有制權(quán)力包括股權(quán)是否分散、董事長是否持股兩個(gè)指標(biāo)；專家權(quán)力采用董事長學(xué)歷和董事長兼職衡量；聲譽(yù)權(quán)力采用董事長任期年限衡量。上述指標(biāo)從不同側(cè)面刻畫了高管權(quán)力，但每個(gè)指標(biāo)都有局限性。本文采用主成分分析法綜合上述指標(biāo)，將第一個(gè)主成分（power）作為高管權(quán)力的衡量指標(biāo)。

考慮到多元化是對資產(chǎn)的配置，相應(yīng)的績效指標(biāo)應(yīng)該是資產(chǎn)的收益能力，因此本文采用資產(chǎn)收益率（ROA）衡量公司績效。同時(shí)，將公司規(guī)模（Size）、財(cái)務(wù)杠桿（Lev）、現(xiàn)金持有比率（Cash）、公司年齡（Age）、公司成長性（Growth）、托賓Q（TQ）作為控制變量。

3.計(jì)量模型

基于前人的研究成果［4］［5］［6］［7］［15］，本文構(gòu)造如下的回歸模型（1）和（2），分別研究高管權(quán)力與公司多元化之間的關(guān)系，及其對公司績效的影響：

四、數(shù)據(jù)分析與結(jié)果解釋

1.高管權(quán)力與公司多元化

本文采用主成分分析法對上述7個(gè)指標(biāo)進(jìn)行綜合，以第一主成分作為高管權(quán)力的度量指標(biāo)。在主成分分析中，球形Bartlett檢驗(yàn)的值586.791，在1%的水平上雙尾顯著，KMO值為0.62，說明主成分分析的結(jié)果是可以接受的。主成分分析后，第一個(gè)主成分的方差貢獻(xiàn)率為21.41%，特征根為1.50?；诎字囟鞯鹊难芯浚?6］，本文將第一主成分作為高管權(quán)力的度量指標(biāo)。

表2 主要變量的相關(guān)性（樣本數(shù)量＝3622）

表2給出變量的均值、標(biāo)準(zhǔn)差和變量之間的相關(guān)系數(shù)。其中，樣本公司的多元化程度存在明顯差異，公司涉及行業(yè)數(shù)目的最大值為12，樣本公司平均的上市年限為9.649年，平均年收入增長率為20.7%，平均的資產(chǎn)回報(bào)率為4.9%。相關(guān)系數(shù)中，多元化變量與高管權(quán)力基本上都顯著相關(guān)，變量N、EI和H與高管權(quán)力變量Power的Pearson相關(guān)系數(shù)分別為0.021、0.041和－0.003，且全部顯著。

表3給出了高管權(quán)力變量Power與多元化變量N、EI和H之間的回歸結(jié)果。根據(jù)Hausman檢驗(yàn)結(jié)果，采用固定效應(yīng)模型進(jìn)行回歸擬合。表3顯示，在控制了公司規(guī)模、財(cái)務(wù)杠桿、現(xiàn)金持有水平、公司年齡后，高管權(quán)力變量Power與多元化程度N顯著正相關(guān)，回歸系數(shù)及相應(yīng)的顯著性水平分別為0.178和1%；與多元化程度EI呈顯著正相關(guān)，回歸系數(shù)及相應(yīng)的顯著性水平分別為0.034和5%；與多元化程度H指數(shù)顯著負(fù)相關(guān)，回歸系數(shù)及相應(yīng)的顯著性水平分別為－0.013和5%。由于多元化變量N、EI是正向指標(biāo)，而H指數(shù)是負(fù)向指標(biāo)，因此，上述研究結(jié)果表明，在其他條件不變的情況下，高管權(quán)力越大，公司多元化程度越高。本文的實(shí)證研究結(jié)果支持了研究假設(shè)。正如前文所述，高管權(quán)力一方面為高管出于自利因素的多元化動(dòng)機(jī)提供了實(shí)現(xiàn)途徑；另一方面，權(quán)力引發(fā)的過度自信進(jìn)一步加劇了高管的多元化投資沖動(dòng)。

具體而言，由于我國上市公司特殊的治理特征，股權(quán)集中、內(nèi)部人控制、控股股東的存在是我國公司治理中的普遍現(xiàn)象。在這種公司治理架構(gòu)中，高管往往成為公司的決策者。在委托代理關(guān)系下，高管的利益與股東并不一致，高管往往以股東的利益為代價(jià)進(jìn)行決策以滿足個(gè)人私利。公司多元化即是高管自利因素導(dǎo)致的重要行為?，F(xiàn)有研究也證實(shí)，我國上市公司的多元化動(dòng)機(jī)更多地來自于高管的自利行為［4］［5］［11］［15］。公司治理結(jié)構(gòu)使得高管出于自利因素而產(chǎn)生了多元化的動(dòng)機(jī)，但將動(dòng)機(jī)轉(zhuǎn)化為實(shí)際的決策還需要實(shí)現(xiàn)的手段。權(quán)力作為高管對公司決策的控制能力，為這種轉(zhuǎn)化提供了實(shí)際的可能。高管所掌握的權(quán)力越大，將個(gè)人的多元化動(dòng)機(jī)轉(zhuǎn)變成為真實(shí)決策的可能性越高。此外，權(quán)力誘發(fā)過度自信的心理機(jī)制也使得高管容易高估項(xiàng)目收益而低估項(xiàng)目風(fēng)險(xiǎn)，產(chǎn)生投資沖動(dòng)，從而多元化的可能性更高。

表3 高管權(quán)力與公司多元化（樣本數(shù)量＝4788）

2.對公司績效的影響

在研究高管權(quán)力與多元化之間的關(guān)系對公司績效的影響時(shí)，本文同樣采用了面板模型，并基于Hausman的檢驗(yàn)結(jié)果采用固定效應(yīng)模型。從控制變量的角度看，公司規(guī)模Size、成長性Growth、滯后一期公司績效ROA以及公司的行業(yè)前景與公司績效顯著正相關(guān)，而財(cái)務(wù)杠桿Lev與公司績效顯著負(fù)相關(guān)，說明控制變量控制了相關(guān)因素的影響。表4列示了基于模型（2）的回歸結(jié)果，其中，行業(yè)數(shù)量指標(biāo)N與ROA顯著負(fù)相關(guān)，回歸系數(shù)和顯著性水平分別為－0.001和1%；熵指數(shù)EI與ROA顯著負(fù)相關(guān)，相關(guān)系數(shù)和顯著性水平分別為－0.010和5%；H指數(shù)與ROA顯著正相關(guān)，相關(guān)系數(shù)和顯著性水平則分別為0.011和10%。這些結(jié)果表明，我國上市公司的多元化損害了公司績效。本文關(guān)注高管權(quán)力變量與多元化程度交乘項(xiàng)的符號，采用行業(yè)數(shù)量衡量公司多元化時(shí)，交乘項(xiàng)N×Power的系數(shù)為－0.001，并在5%的水平上顯著；采用熵指數(shù)衡量公司多元化時(shí)，交乘項(xiàng)EI×Power的系數(shù)為－0.016，在10%的水平上顯著；采用H指數(shù)衡量公司多元化時(shí)，交乘項(xiàng)H×Power的系數(shù)為0.009，在10%的水平上顯著。顯著的交乘項(xiàng)意味著高管權(quán)力進(jìn)一步增加了多元化對公司績效的損害，即高管權(quán)力越大，多元化對公司績效的負(fù)面影響越重。

上述結(jié)果表明，由于公司的多元化動(dòng)機(jī)主要來自委托代理關(guān)系下的個(gè)人私利，而非市場勢力和資源配置等因素，這類多元化會損害公司績效。權(quán)力為高管的多元化動(dòng)機(jī)提供了實(shí)現(xiàn)途徑，因此，高管的權(quán)力越大，自利因素誘使的多元化動(dòng)機(jī)實(shí)現(xiàn)的可能性越高。此外，權(quán)力帶來的過度自信使高管的投資沖動(dòng)也較高，且由于對未來的估計(jì)偏于樂觀，投資于虧損或低收益項(xiàng)目的可能性也增大，這些因素加劇了多元化給公司績效帶來的負(fù)面影響。

表4 公司績效（樣本數(shù)量＝3622）

3.穩(wěn)健性檢驗(yàn)

考慮到多元化作為一種手段，使得高管得以構(gòu)建個(gè)人帝國，形成壕溝效應(yīng)。因此，多元化也影響了高管權(quán)力的形成。為控制內(nèi)生性問題的影響，本文將t－1期的高管權(quán)力作為t期高管權(quán)力的工具變量，對回歸模型進(jìn)行重新估計(jì)。同時(shí)，用當(dāng)年的高管權(quán)力解釋下一年度的公司多元化，在時(shí)間上存在的因果關(guān)系可以在一定程度上解決內(nèi)生性問題。表5給出了回歸中主要變量的回歸結(jié)果。表5顯示，在與多元化的3個(gè)回歸中，t－1期的高管權(quán)力變量均表現(xiàn)顯著，系數(shù)分別為0.066、0.014和－0.008，表明高管權(quán)力越高，公司多元化程度越高。在與公司績效的回歸中，t－1期的高管權(quán)力變量與多元化程度變量的交乘項(xiàng)的系數(shù)符號與前述相同且均表現(xiàn)顯著，同樣說明高管權(quán)力越大，多元化對公司績效的負(fù)面影響越重。表5的結(jié)果顯示，在采用t－1期的高管權(quán)力作為t期高管權(quán)力的工具變量時(shí)，本文的結(jié)果保持穩(wěn)健。

此外，本文將董事長任期年限超過行業(yè)平均值的賦值為1，否則賦值為0。本文對7個(gè)高管權(quán)力指標(biāo)進(jìn)行加和處理，高管權(quán)力最大的為7，最小為0。以新的高管權(quán)力指標(biāo)進(jìn)行回歸，研究結(jié)論保持不變。本文還以凈利潤為分母重新計(jì)算了ROA，結(jié)果也未能影響本文研究結(jié)論。出于篇幅考慮，本文沒有列示這些回歸結(jié)果。

表5 穩(wěn)健性檢驗(yàn)（樣本數(shù)量＝3622）

五、研究結(jié)論與建議

本文以2007～2011年的上市公司作為研究對象，研究了高管權(quán)力對公司多元化的影響，以及由此帶來的對公司績效的影響。本文在研究中分別以行業(yè)數(shù)目、熵指數(shù)和H指數(shù)衡量公司多元化，從組織權(quán)力、所有制權(quán)力、專家權(quán)力和聲譽(yù)權(quán)力4個(gè)角度衡量高管權(quán)力，研究結(jié)論如下：（1）高管權(quán)力與公司多元化顯著正相關(guān)，即高管權(quán)力越大，公司的多元化程度越高。一方面，權(quán)力為高管將多元化動(dòng)機(jī)轉(zhuǎn)化為最終決策提供了實(shí)現(xiàn)手段；另一方面，高管權(quán)力引發(fā)的過度自信也使高管有更多的多元化投資沖動(dòng)。（2）高管權(quán)力越大，多元化對公司績效的負(fù)面影響越重?；诟吖芩嚼亩嘣瘎?dòng)機(jī)將損害公司績效，隨著高管權(quán)力的增大，多元化投資的沖動(dòng)增加且成為現(xiàn)實(shí)的可能性更高，對公司績效的負(fù)面影響越明顯。

本文的研究結(jié)論揭示了高管權(quán)力對公司多元化的影響，以及由此帶來的對公司績效的影響。基于本文的研究結(jié)論，建議在分析公司多元化時(shí)不僅應(yīng)關(guān)注多元化的動(dòng)機(jī)，更應(yīng)關(guān)注高管權(quán)力的影響。因?yàn)闄?quán)力是高管將動(dòng)機(jī)轉(zhuǎn)化為實(shí)際決策的手段，所以資本市場監(jiān)管者應(yīng)從內(nèi)外規(guī)制機(jī)制的角度提升高管財(cái)務(wù)決策的協(xié)同性。如我國2005年在國有企業(yè)中推行的建立規(guī)范的董事會試點(diǎn)工作，將原體制下原始的總經(jīng)理負(fù)責(zé)制改為董事會制度，正是從決策者權(quán)力配置角度進(jìn)行的內(nèi)部機(jī)制協(xié)調(diào)。更重要的是，通過建立更為明晰的產(chǎn)權(quán)制度、促進(jìn)市場中介組織發(fā)育、普及審計(jì)監(jiān)督、健全公司治理機(jī)制和強(qiáng)化信息披露，對高管權(quán)力形成有效的外部約束制衡機(jī)制，使得公司決策脫離個(gè)人色彩而更為理性。

本文從高管權(quán)力視角對公司多元化進(jìn)行了探討，提供了高管權(quán)力、公司多元化和公司績效之間關(guān)系的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)，但在研究中還存在一定的不足，主要表現(xiàn)在：（1）本文剔除了ST、資不抵債、中途退市的上市公司，并對研究樣本進(jìn)行了縮尾處理，這有可能造成樣本偏誤。（2）本文基于組織權(quán)力、所有制權(quán)力、專家權(quán)力和聲譽(yù)權(quán)力4個(gè)角度，采用了7個(gè)指標(biāo)衡量高管權(quán)力，是否還有其他更為合適的高管權(quán)力變量也是下一步研究中值得進(jìn)一步思考的問題。

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