制度環(huán)境、管理層權(quán)力與上市公司過度投資的實(shí)證

賀 琛，羅 琦，余 晴

（1.廈門大學(xué) 管理學(xué)院，廈門 361005；2.廣發(fā)基金管理有限公司，廣州 510308；3.集美大學(xué) 工商管理學(xué)院，廈門 361021）

0 引言

投資策略是企業(yè)最重要的財(cái)務(wù)決策之一，其成敗決定了企業(yè)未來的經(jīng)營績效和發(fā)展前景。雖然我國企業(yè)投資呈高速增長之勢(shì)，但增長的背后仍存在諸多問題，如投資效率低下，受政府干預(yù)嚴(yán)重、投資決策程序不健全等，其中投資效率低下是眾多因素綜合作用的結(jié)果，主要表現(xiàn)為過度投資或投資不足。在影響投資效率的眾多因素中，最重要的是信息不對(duì)稱和代理問題，現(xiàn)有文獻(xiàn)也多從這兩條主線展開研究。

企業(yè)投資決策主要由管理層作出，管理層的主要職責(zé)是在維護(hù)股東利益的前提下，通過尋求最優(yōu)投資規(guī)模提高企業(yè)價(jià)值。然而信息不對(duì)稱、管理層自利主義動(dòng)機(jī)等問題的存在，使股東與管理層的目標(biāo)往往不一致。企業(yè)規(guī)模的擴(kuò)大往往伴隨著管理層薪酬待遇、權(quán)力地位等的提高，使管理層在投資決策中往往傾向于過度投資。同時(shí)，根據(jù)控制權(quán)私有收益的研究，過度投資是管理層實(shí)現(xiàn)個(gè)人私利的重要方式之一。當(dāng)一個(gè)企業(yè)屬于管理層控制型，管理層在企業(yè)內(nèi)部地位較高，受到來自內(nèi)部人員包括董事會(huì)的監(jiān)督和約束較少時(shí)，他們更具備了機(jī)會(huì)和能力來實(shí)施過度投資，從而最大化自身的私有收益。在制度背景方面，我國現(xiàn)處于轉(zhuǎn)軌經(jīng)濟(jì)的特殊時(shí)期，一方面表現(xiàn)為外部市場(chǎng)環(huán)境、金融發(fā)展水平的不完善，政府干預(yù)現(xiàn)象嚴(yán)重；另一方面，企業(yè)內(nèi)部治理機(jī)制和權(quán)力配置不平衡，管理層過度集權(quán)就是公司內(nèi)部權(quán)力制衡機(jī)制不完善的一種體現(xiàn)，這些因素都會(huì)影響到企業(yè)投資效率的變化。

綜上所述，本文立足于我國特殊的制度背景，基于現(xiàn)有文獻(xiàn)從現(xiàn)金流角度分析企業(yè)投資問題的不足，以控制權(quán)理論為新的切入點(diǎn)，從管理層權(quán)力的視角出發(fā)，綜合研究制度環(huán)境、管理層權(quán)力與企業(yè)過度投資之間的關(guān)系。

1 理論分析與研究假設(shè)

1.1 管理層權(quán)力與過度投資

Jensen（1986）基于自由現(xiàn)金流假說，認(rèn)為管理層熱衷于實(shí)施過度投資以構(gòu)建“經(jīng)理人帝國”。Aghion and Boltan(1992)突破傳統(tǒng)現(xiàn)金流量的分析框架，從控制權(quán)配置的角度分析了管理者的投資行為。Hart（2001）也認(rèn)為，基于不完全契約和控制權(quán)私利的考慮，僅從現(xiàn)金流量的角度分析管理層的行為往往不能得到令人滿意的答案。同時(shí)控制權(quán)理論表明，組織權(quán)力的集中、監(jiān)督的缺失會(huì)導(dǎo)致權(quán)力的濫用，管理層擁有的權(quán)力越大，所受到的約束與監(jiān)督越少，其越有可能使用其權(quán)力進(jìn)行過度投資以謀取私利。因此，本文提出假設(shè)1，即：

H1：控制其它因素不變，管理層權(quán)力與企業(yè)過度投資顯著正相關(guān)，即管理層權(quán)力越大，企業(yè)過度投資的水平越高。

1.2 制度環(huán)境、管理層權(quán)力與過度投資

Shleifer and Vishny（1994）研究指出，政府對(duì)市場(chǎng)的干預(yù)會(huì)影響當(dāng)?shù)厥袌?chǎng)化程度，使政治聯(lián)系比較緊密的企業(yè)更容易獲得貸款補(bǔ)助，其經(jīng)營也往往不遵循利潤最大化的市場(chǎng)原則，從而出現(xiàn)非效率投資。LLSV(1998)認(rèn)為，政府官員出于個(gè)人政治目的，往往利用手中的權(quán)利進(jìn)行尋租，以追求官職晉升、灰色收益等個(gè)人利益的最大化，而實(shí)現(xiàn)政治目標(biāo)的手段就是對(duì)所在轄區(qū)內(nèi)的企業(yè)行為進(jìn)行干預(yù)，進(jìn)而導(dǎo)致企業(yè)出現(xiàn)過度投資。因此，本文提出假設(shè)2，即：

H2：控制其它因素不變，企業(yè)所在地區(qū)的市場(chǎng)化進(jìn)程越高，制度環(huán)境越完善，管理層受到的約束越多，企業(yè)的過度投資水平越低，即制度環(huán)境對(duì)管理層濫用權(quán)力實(shí)施過度投資的行為具有顯著的調(diào)節(jié)作用。

2 研究設(shè)計(jì)

2.1 數(shù)據(jù)來源

本文的財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)主要來自CSMAR數(shù)據(jù)庫，公司治理結(jié)構(gòu)的數(shù)據(jù)主要取自CCER經(jīng)濟(jì)金融數(shù)據(jù)庫，制度環(huán)境的數(shù)據(jù)主要取自樊綱、王小魯和朱恒鵬編制的《中國市場(chǎng)化指數(shù)報(bào)告》（2011），關(guān)鍵指標(biāo)管理層權(quán)力的數(shù)據(jù)主要通過國泰安CSMAR的高管背景資料手工搜集整理而成。為保證結(jié)論的準(zhǔn)確性，本文對(duì)不符合要求的數(shù)據(jù)進(jìn)行了必要的篩選，主要剔除了以下數(shù)據(jù)：（1）刪除了金融行業(yè)的樣本；（2）刪除了ST、PT及凈資產(chǎn)為負(fù)的樣本；（3）刪除了交叉上市即同時(shí)發(fā)行B股和H股的樣本；（4）刪除了樣本期間內(nèi)總經(jīng)理職位發(fā)生變更的樣本；（5）刪除了財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)、高管背景資料不全的數(shù)據(jù)，樣本區(qū)間為2009～2012年，經(jīng)過上述步驟的篩選，有效數(shù)據(jù)共計(jì)2319個(gè)觀測(cè)值。為控制極端值的影響，本文對(duì)所有連續(xù)變量進(jìn)行了上下1%的Winsorize縮尾處理。

2.2 關(guān)鍵變量定義

2.2.1 管理層權(quán)力的度量

自古以來我國就存在“一把手”的權(quán)力文化，現(xiàn)如今這種現(xiàn)象在我國企業(yè)中也普遍存在，即企業(yè)的經(jīng)營決策權(quán)、投資決策權(quán)集中于總經(jīng)理一人手中。這種管理層權(quán)力分布高度集中的現(xiàn)象，使我們?cè)诙攘抗芾韺訖?quán)力這一指標(biāo)時(shí)，可以選擇總經(jīng)理權(quán)力來進(jìn)行近似替代。

本文在借鑒相關(guān)文獻(xiàn)的基礎(chǔ)上結(jié)合我國實(shí)際，主要從空間、時(shí)間、信息三大維度衡量管理層的權(quán)力強(qiáng)度，即總經(jīng)理與董事長是否兩職合一、總經(jīng)理是否從內(nèi)部晉升、總經(jīng)理任職年限是否超過樣本均值，具體說明見表1。

2.2.2 制度環(huán)境的衡量

參考國內(nèi)相關(guān)文獻(xiàn)，本文采用了樊綱、王小魯、朱恒鵬主編的《中國市場(chǎng)化指數(shù)—各地區(qū)市場(chǎng)化相對(duì)進(jìn)程報(bào)告》（2011）度量制度環(huán)境。該報(bào)告指出，由于資源稟賦、地理位置以及國家政策的不同，各地區(qū)市場(chǎng)化程度存在較大的差異。一般認(rèn)為，公司所在地區(qū)的市場(chǎng)化進(jìn)程水平越高，政府干預(yù)水平越低，市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)越透明，該地區(qū)資源配置的效率和效果也越好。

2.3 模型設(shè)定

模型1：企業(yè)投資效率的計(jì)量模型

Richardson（2006）通過一個(gè)估值模型測(cè)算企業(yè)的正常投資水平，然后提取該模型OLS回歸的殘差作為企業(yè)非效率投資的衡量，殘差為正表示過度投資，為負(fù)則表示投資不足。國內(nèi)方面，辛清泉（2007）、楊華軍（2007）等學(xué)者均運(yùn)用修正后Richardson的模型對(duì)我國企業(yè)的投資效率進(jìn)行了分析。本文借鑒以上文獻(xiàn)，也采用了Richardson（2006）的方法，具體如下：

表1 變量定義及說明

通過式（1）的OLS回歸，提取殘差，保留殘差為正的部分，作為企業(yè)t年度的過度投資水平（OVERINV），該殘差將作為模型2的被解釋變量。

模型2：管理層權(quán)力、制度環(huán)境與過度投資的計(jì)量模型

本文通過構(gòu)建多元線性回歸模型，并加入管理層權(quán)力與制度環(huán)境的交互項(xiàng)，以揭示二者的互動(dòng)對(duì)企業(yè)過度投資的影響，具體如下：

表2 模型2各變量的描述性統(tǒng)計(jì)

3 實(shí)證分析

3.1 描述性統(tǒng)計(jì)

從表2可以發(fā)現(xiàn)，管理層權(quán)力MPn的均值達(dá)到了1.3471，說明管理層控制型的企業(yè)在我國普遍存在。市場(chǎng)化進(jìn)程Mkt最大值為11.8000，最小值僅為0.3800，說明我國不同省份的市場(chǎng)化水平差異顯著，制度環(huán)境表現(xiàn)出明顯的地域差異。第一大股東持股比例Top1均值達(dá)到了35.54%，最大值為73.65%，說明了我國上市公司“一股獨(dú)大”的現(xiàn)象明顯。前五大股東持股比例之和均值達(dá)到了47.78%，最大值達(dá)到了83.16%，表明我國上市公司股權(quán)集中度整體較高。獨(dú)立董事比例pond均值為36.76%，超過了1/3，說明了自2001年中國證監(jiān)會(huì)發(fā)布《關(guān)于在上市公司建立獨(dú)立董事制度的指導(dǎo)意見》以來，我國上市公司基本推行了獨(dú)立董事制度。實(shí)際控制人均值達(dá)到了0.6361，超過了0.5，說明我國上市公司仍然是國有控股企業(yè)偏多。

3.2 相關(guān)性分析

表3 模型2各變量的Pearson相關(guān)系數(shù)

表3的Pearson相關(guān)性分析，可以發(fā)現(xiàn)，各變量之間的相關(guān)系數(shù)的絕對(duì)值普遍較小，除少數(shù)變量外，基本不超過0.5，說明模型基本不存在嚴(yán)重的多重共線性問題。

3.3 單變量分析

本文根據(jù)市場(chǎng)化進(jìn)程（Mkt）、債務(wù)規(guī)模（Lev）、企業(yè)規(guī)模（Size）及股權(quán)集中度（CR5）對(duì)企業(yè)過度投資水平Over-INV進(jìn)行了均值T檢驗(yàn)，結(jié)果顯示，低市場(chǎng)化進(jìn)程、低債務(wù)規(guī)模、規(guī)模大的企業(yè)過度投資水平均更顯著，與理論預(yù)期相符，而高股權(quán)集中度的企業(yè)則表現(xiàn)出更顯著的過度投資水平，與理論預(yù)期相反，具體原因有待進(jìn)一步的分析。以上是對(duì)本文結(jié)論的初步探析，具體檢驗(yàn)結(jié)果如表4所示：

表4 模型2單變量分析結(jié)果

表5 模型2全樣本OLS回歸分析結(jié)果

3.4 回歸分析

本文在控制年度和行業(yè)的情況下進(jìn)行了全樣本混合截面OLS回歸，結(jié)果如表5所示。可以發(fā)現(xiàn)，模型顯著地通過了F檢驗(yàn)，且擬合優(yōu)度達(dá)到50.03%，模型擬合程度較高，進(jìn)一步的Vif檢驗(yàn)顯示多數(shù)變量的vif值都低于10，平均vif值僅為3.42，說明各變量之間基本不存在嚴(yán)重的多重共線性問題，進(jìn)一步佐證了相關(guān)性檢驗(yàn)的結(jié)論。總體而言，本文的模型設(shè)定及變量選擇較為合理。

通過全樣本的OLS回歸可以得到以下結(jié)果：管理層權(quán)力指數(shù)MP在5%的水平上顯著，且系數(shù)為正，說明管理層權(quán)力MP與企業(yè)過度投資水平顯著正相關(guān)，即管理層權(quán)力越大，企業(yè)越容易過度投資，這與理論分析一致，假設(shè)1得到驗(yàn)證。市場(chǎng)化進(jìn)程與管理層權(quán)力強(qiáng)度的交乘項(xiàng)Mkt*MP的系數(shù)在5%的水平上顯著為負(fù)，表明企業(yè)所在地區(qū)的市場(chǎng)化進(jìn)程越高，政府干預(yù)越少，市場(chǎng)信息越充分，管理層濫用權(quán)力實(shí)施過度投資的強(qiáng)度也越弱，企業(yè)投資也越趨于理性，假設(shè)2也得到驗(yàn)證。在控制變量方面，企業(yè)第一大股東持股比例Top1系數(shù)在1%的水平上顯著為負(fù)，說明控股股東出于自身利益的考慮，對(duì)管理者濫用權(quán)力實(shí)施過度投資的行為確實(shí)起到了一定的制約作用，這和多數(shù)文獻(xiàn)的結(jié)論一致。股權(quán)集中度CR5在1%的水平上顯著為正，表明股權(quán)越集中，管理層越容易出現(xiàn)過度投資行為，這和主流文獻(xiàn)的結(jié)論恰好相反，原因可能是隨著股權(quán)集中度的增加，企業(yè)大股東之間相互的摩擦成本增大，使本應(yīng)起到的監(jiān)督作用最終變成了對(duì)管理層的放任。財(cái)務(wù)杠桿Lev在1%水平上顯著為負(fù)，說明企業(yè)資產(chǎn)負(fù)債率越高，管理者過度投資水平越低，這在一定程度上證明了負(fù)債具有治理作用，能作為約束管理者的一種機(jī)制，進(jìn)而抑制過度投資。企業(yè)規(guī)模Size在1%的水平上顯著為正，說明規(guī)模越大，管理層可以控制的資源更多，實(shí)現(xiàn)個(gè)人私有收益的可能性更大，也就越有動(dòng)機(jī)通過過度投資來迅速擴(kuò)大企業(yè)規(guī)模。自由現(xiàn)金流FCF的系數(shù)雖然符號(hào)為正，和Jensen(1986)提出的自由現(xiàn)金流假說一致，但在統(tǒng)計(jì)意義上不顯著，這在一定程度上印證了控制權(quán)理論可能是解釋管理者過度投資更重要的因素，從而對(duì)自由現(xiàn)金流假說具有替代作用。管理者薪酬Salary在1%的水平上顯著為正，說明了基于薪酬契約，管理者有著通過過度投資的手段最大化自身薪酬水平的強(qiáng)烈動(dòng)機(jī)。獨(dú)立董事比例Pond系數(shù)符號(hào)為正，而且不具有統(tǒng)計(jì)意義上的顯著性，這和理論預(yù)期不一致，說明自2001年我國上市公司引入獨(dú)立董事制度以來，獨(dú)立董事對(duì)公司治理的改善作用依然有限，特別是在管理層控制型的上市公司，董事會(huì)越容易被管理層所控制，獨(dú)立董事能否真正保持獨(dú)立性，起到對(duì)管理層代理問題的監(jiān)督作用值得懷疑。最終控制人性質(zhì)State的系數(shù)在1%的水平上顯著為負(fù)，說明相對(duì)于國有企業(yè)，民營企業(yè)過度投資的強(qiáng)度更高，這和大多數(shù)文獻(xiàn)的結(jié)論不一致。原因可能是在我國，最終控制人是政府的企業(yè)，往往都是國企在上市前進(jìn)行剝離產(chǎn)生，母公司一般對(duì)該企業(yè)的業(yè)務(wù)及內(nèi)部控制都較為熟悉，且一般同處一個(gè)或相近的行業(yè)，這使得母公司對(duì)上市企業(yè)的監(jiān)督更為專業(yè)和全面，管理者進(jìn)行機(jī)會(huì)主義行為的可能性大大降低；同時(shí)，國有企業(yè)相對(duì)于民營企業(yè)受到的來自政府的監(jiān)督更為嚴(yán)格，這也可能導(dǎo)致管理者受到更多的約束，最終表現(xiàn)為過度投資水平的降低。

4 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了檢驗(yàn)上述結(jié)論的穩(wěn)定性，本文又執(zhí)行了以下補(bǔ)充測(cè)試：（1）變換關(guān)鍵變量的度量方法。與前文采用虛擬變量0、1度量管理層權(quán)力不同，為減少變量測(cè)量偏誤對(duì)結(jié)論的影響，本文用管理層權(quán)力的積分變量MPn同樣執(zhí)行了模型2的多元回歸分析，結(jié)果發(fā)現(xiàn)在變換了管理層權(quán)力的度量方法后，本文的結(jié)論依然不變，在統(tǒng)計(jì)顯著性上甚至有所增強(qiáng)，制度環(huán)境本文用法制化水平Legal替代了市場(chǎng)化進(jìn)程Mkt后結(jié)論也依然穩(wěn)定。（2）變換回歸方法。正文部分主要是采用混合截面的OLS回歸，考慮到面板數(shù)據(jù)（Panel Data）結(jié)合了截面數(shù)據(jù)和時(shí)間序列數(shù)據(jù)的特征，帶來了更大的自由度，可以在一定程度上減輕多重共線性和遺漏變量所帶來的偏誤，因此本文進(jìn)一步用面板數(shù)據(jù)對(duì)模型2進(jìn)行了檢驗(yàn)。通過對(duì)模型2執(zhí)行固定效應(yīng)（fixed effect)回歸發(fā)現(xiàn)，管理層權(quán)力依然顯著影響過度投資的強(qiáng)度，而市場(chǎng)化進(jìn)程對(duì)管理層濫用權(quán)力實(shí)施過度投資的行為表現(xiàn)出一定的抑制，但統(tǒng)計(jì)顯著性有所下降。由于受制度環(huán)境數(shù)據(jù)的限制，本文2009年之后的市場(chǎng)化進(jìn)程都假定與2009年一致，在時(shí)間維度上無法表現(xiàn)出差異性，這可能是造成管理層權(quán)力與市場(chǎng)化進(jìn)程交乘項(xiàng)不顯著的原因之一。（3）變換模型。本文根據(jù)模型1回歸的殘差將樣本分為了兩類，若發(fā)生過度投資，則定義為1，投資不足則定義為0，通過Logit回歸發(fā)現(xiàn)結(jié)論依然不變。因此，從補(bǔ)充測(cè)試的結(jié)果看，本文的實(shí)證設(shè)計(jì)雖有不足，但結(jié)果基本穩(wěn)健，受限于篇幅，本文未報(bào)告穩(wěn)健性檢驗(yàn)部分的結(jié)果。

5 結(jié)論與政策建議

綜上所述，本文在控制了公司特征與公司治理的相關(guān)變量后主要得出以下結(jié)論，即：（1）管理層權(quán)力與企業(yè)過度投資水平顯著正相關(guān)，說明管理層的權(quán)力越集中，其基于私有收益最大化而進(jìn)行過度投資的可能性就越大。（2）企業(yè)所處地區(qū)的制度環(huán)境對(duì)管理層濫用權(quán)力實(shí)施過度投資的行為表現(xiàn)出顯著地抑制作用，即企業(yè)所在地區(qū)的制度環(huán)境越好，管理層權(quán)力受到的約束越多，其進(jìn)行投資過度的強(qiáng)度也越低。因此，假說1和假說2均得到了數(shù)據(jù)驗(yàn)證，說明從管理層控制的角度解釋企業(yè)過度投資問題也是一條重要的路徑，從而彌補(bǔ)了現(xiàn)有文獻(xiàn)多集中于從自由現(xiàn)金流分析企業(yè)投資問題的不足。為引導(dǎo)企業(yè)更高效、理性的投資，本文嘗試從宏觀環(huán)境與微觀企業(yè)的角度提出一些政策建議，主要?dú)w納為以下幾點(diǎn)：（1）逐步降低政府干預(yù)水平，加快市場(chǎng)化進(jìn)程的建設(shè)，推進(jìn)市場(chǎng)化管理；（2）完善法制建設(shè)，提高執(zhí)法力度；(3)強(qiáng)化職業(yè)經(jīng)理人市場(chǎng)的建設(shè)，有效發(fā)揮聲譽(yù)機(jī)制的監(jiān)督作用；(4)優(yōu)化企業(yè)內(nèi)部治理結(jié)構(gòu)，實(shí)現(xiàn)內(nèi)部權(quán)力的有效制衡等。

[1]Aghion P,Bolton P.An Incomplete Contracts Approach to Financial Contracting[J].Review of Economic Studies,1992，59（3）.

[2]Hart O.Financial Contracting[J].Journal of Economics Literature,2001,39（4）.

[3]Hu A,Kumar P.Managerial Entrenchment and Payout Ppolicy[J].Journal of Financial and Quantitative Analysis,2004,39（4）.

[4]Jensen M C.Agency Costs of Free Cash Flow,Corporate Finance,and Takeovers[J].American Economic Review,1986,76(2).

[5]劉懷珍,歐陽令南.經(jīng)理私人收益與過度投資[J].系統(tǒng)工程理論與實(shí)踐,2004,(10).

[6]楊華軍，胡奕明.制度環(huán)境與自由現(xiàn)金流的過度投資[J].管理世界,2007,(9).

[7]辛清泉,林斌,王彥超.政府控制、經(jīng)理薪酬與資本投資[J].經(jīng)濟(jì)研究,2007,(8).

[8]張棟，楊淑娥,楊紅.第一大股東、治理機(jī)制與企業(yè)過度投資——基于中國上市公司Panel Data的研究[J].當(dāng)代經(jīng)濟(jì)科學(xué),2008,(4).

[9]呂長江，趙宇恒.國有企業(yè)管理者激勵(lì)效應(yīng)研究—基于管理者權(quán)力的解釋[J].管理世界，2008,（11）.