管理層權(quán)力、制度環(huán)境與企業(yè)資本擴張

賀 琛，陳少華，余 晴

（1.廈門大學(xué)a.管理學(xué)院；b.會計發(fā)展研究中心，福建 廈門361005；2.集美大學(xué) 工商管理學(xué)院，福建 廈門361021）

一、引言

資本投資是企業(yè)最重要的財務(wù)決策之一，是企業(yè)成長的主要動因和未來現(xiàn)金流增長的重要基礎(chǔ)。雖然當前我國企業(yè)投資呈高速增長之勢，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)嚴重、投資決策程序和規(guī)范不健全等，其中投資效率低下是眾多因素綜合作用的結(jié)果。辛清泉等（2007）［1］以1999～2004年期間的樣本研究發(fā)現(xiàn)，我國上市公司平均資本投資回報率僅為2.6%，遠低于資本成本，整體投資效率水平低下。

影響企業(yè)投資效率的因素很多，Stein（2003）［2］指出，在眾多影響因素中，最重要的是信息不對稱和代理問題。連玉君（2009）［3］則認為公司的投資行為往往是由融資約束和代理問題共同作用的結(jié)果，前者主要源于公司與資本市場之間的信息不對稱，后者主要源于企業(yè)內(nèi)部管理層與股東之間的利益沖突，它們分別反映了內(nèi)外部環(huán)境對公司投資行為的影響。國內(nèi)外有關(guān)投資效率研究的文獻，多從這兩條主線展開。

但無論是代理成本視角還是信息不對稱下的“融資約束”視角，沿襲的都是現(xiàn)金流量的分析思路，而忽視了可能更為重要的控制權(quán)因素的影響（如Aghion and Bolton，1992［4］；Hart，2001［5］等）同時，從控制權(quán)理論出發(fā)，研究控制權(quán)私利的文獻也多集中于關(guān)注控股股東攫取控制權(quán)私利的行為（如李增泉等，2004［6］；李香梅等，2015［7］），而對內(nèi)部管理層缺乏必要的關(guān)注。檢索現(xiàn)有文獻，目前國內(nèi)以控制權(quán)理論出發(fā)，從高管控制權(quán)結(jié)構(gòu)的角度展開對企業(yè)資本投資行為的研究并不豐富。同時已有的關(guān)于高管控制權(quán)結(jié)即管理層權(quán)力的研究視角多集中于對薪酬激勵（呂長江和趙宇恒，2008［8］；權(quán)小鋒等，2010［9］）、盈余管理（付欣、鄧川，2013［10］；賀琛、陳少華等，2014［11］）、現(xiàn)金持有（楊興全、張麗平等，2014［12］）等方面的影響，而對資本投資的影響則較少關(guān)注。另一方面，隨著新制度經(jīng)濟學(xué)理論地位的奠定，將制度分析納入到會計、公司財務(wù)的分析框架成為一大熱點，對現(xiàn)實有較強的解釋力，而我國正處于轉(zhuǎn)軌經(jīng)濟的特殊背景則為本文的研究提供了良好的契機。

綜上所述，本文立足于我國轉(zhuǎn)軌經(jīng)濟的制度背景，以控制權(quán)理論和制度經(jīng)濟學(xué)為理論基礎(chǔ)，從管理層權(quán)力的視角出發(fā)，選取2009～2013年我國A股上市公司的樣本，沿襲經(jīng)典的“制度—治理—企業(yè)行為”的分析框架，綜合檢驗了管理層權(quán)力、制度環(huán)境和企業(yè)資本擴張之間的互動關(guān)系，為從高管控制權(quán)結(jié)構(gòu)的角度來理解我國上市公司的資本投資行為提供了新的證據(jù)。

二、理論分析與研究假設(shè)

（一）管理層權(quán)力與資本投資

管理層權(quán)力是管理者個人執(zhí)行自身意愿的能力（Finkelstein，1992）［13］，泛指管理層對公司治理結(jié)構(gòu)的影響能力。這種能力的形成反映了企業(yè)剩余控制權(quán)配置的擴張?zhí)匦?，它一般是在公司?nèi)部治理出現(xiàn)缺陷、同時外部缺乏相應(yīng)制度約束的情況下，管理層表現(xiàn)出的超出其特定控制權(quán)范疇的深度影響力（權(quán)小鋒等，2010）［9］?，F(xiàn)代企業(yè)由于兩權(quán)分離和信息不對稱，作為代理人的管理層能夠控制更多的資源并從中獲取高額的私人收益。而管理層的自利主義動機更加劇了其利用信息優(yōu)勢和手中的權(quán)力為個人謀取私利，其中投資擴張就是實現(xiàn)私利常用的方式之一，因為企業(yè)規(guī)模的擴大往往伴隨著管理層薪酬待遇、職業(yè)安全和權(quán)力地位等方面的提高。

自Jensen（1986）［14］提出著名的自由現(xiàn)金流假說以來，現(xiàn)有文獻多從現(xiàn)金流角度分析企業(yè)的資本投資行為，忽視了可能更為重要的控制權(quán)因素的影響。同時控制權(quán)理論的研究也表明，組織權(quán)力的過度集中以及相應(yīng)監(jiān)督機制的缺位容易導(dǎo)致權(quán)力的濫用，管理層權(quán)力越大，受到的約束與監(jiān)督越少，其越有可能使用權(quán)力進行過度投資以謀取私利。Aghion and Bolton（1992）［4］突破傳統(tǒng)現(xiàn)金流的分析框架，從控制權(quán)配置的角度分析了管理者的投資行為。Hart（2001）［5］也認為，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。Bebchuk and Fried（2003）［15］研究發(fā)現(xiàn)在實踐中管理層權(quán)力的存在使得對管理層激勵并非完全有效。高管控制權(quán)的增加，將打破股東、高管與外部監(jiān)督者三者之間的權(quán)力制衡，造成高管的激勵約束機制失靈，高管為追求自身利益最大化的敗德行為也隨之增加。綜上所述，管理層權(quán)力的存在為管理者的投資擴張行為提供了條件，自利的管理者在企業(yè)內(nèi)部地位越高，權(quán)力越大，受到來自組織內(nèi)部和外部市場的監(jiān)督越弱，他們更具備了機會和能力通過制定符合自身利益最大化的財務(wù)決策（如資本擴張）來最大化自身的私有收益，而不論其是否有助于增加企業(yè)價值?；谝陨系睦碚摲治?，本文提出假設(shè)1。

H1：控制其他因素不變，管理層權(quán)力與企業(yè)資本擴張水平顯著正相關(guān)，即管理層權(quán)力越大，企業(yè)的投資擴張現(xiàn)象越明顯，過度投資的水平越高。

（二）制度環(huán)境、管理層權(quán)力與資本投資

Williamson（2000）［16］提出了著名的“制度—治理—企業(yè)”的三維度分析框架，對制度、公司治理結(jié)構(gòu)和經(jīng)濟績效之間的遞進關(guān)系進行了解釋，即制度決定公司治理結(jié)構(gòu)，進而決定經(jīng)濟績效，將企業(yè)治理作為影響制度與企業(yè)行為的中間橋梁。知名學(xué)者T.J.Wong 也曾指出，研究會計、公司治理等相對具體的問題，應(yīng)該站在準確把握一國的制度和市場結(jié)構(gòu)的基礎(chǔ)上。

本文對企業(yè)行為僅聚焦于投資行為上，當前國內(nèi)外對制度環(huán)境與企業(yè)投資效率的研究已積累了豐富的經(jīng)驗證據(jù)。Shleifer and Vishny（1994）［17］認為，政府對市場的干預(yù)會影響當?shù)氐氖袌龌潭?，使政治?lián)系比較緊密的企業(yè)更容易獲得貸款補助，其經(jīng)營也往往不遵循利潤最大化的市場原則，從而出現(xiàn)非效率投資。LLSV（1998）［18］認為，政府官員出于個人政治目的，往往利用手中的權(quán)力尋租，以追求官職晉升、灰色收益等個人利益的最大化，而實現(xiàn)政治目標的手段就是對所在轄區(qū)內(nèi)的企業(yè)行為進行干預(yù)，導(dǎo)致企業(yè)過度投資，影響資源配置效率。國內(nèi)學(xué)者的研究也得出相似的結(jié)論，楊華軍和胡奕明（2007）［19］的研究發(fā)現(xiàn)，地方政府的控制和干預(yù)會顯著增強企業(yè)過度投資的行為。張棟、楊淑娥和楊紅（2008）［20］的研究指出，企業(yè)所在地區(qū)市場化程度越高，政府干預(yù)越少，金融環(huán)境越完善，企業(yè)的投資效率就越高。從假設(shè)1 的推理中可以發(fā)現(xiàn)，管理層利用權(quán)力尋租，以過度投資的手段獲取控制權(quán)私有收益的行為本質(zhì)上是代理問題的一種表現(xiàn)。如何有效緩解代理問題，除了在企業(yè)內(nèi)部改善對管理者的激勵契約外，增強外部制度環(huán)境的約束也是一種有效的路徑。因此，本文提出假設(shè)2。

H2：控制其他因素不變，企業(yè)所在地區(qū)的制度環(huán)境越完善，管理層權(quán)力受到的制約越多，企業(yè)的過度投資水平越低，即制度環(huán)境對管理層濫用權(quán)力實施資本擴張的行為具有顯著的制約作用。

三、研究設(shè)計

（一）數(shù)據(jù)來源

本文的財務(wù)數(shù)據(jù)主要來自CSMAR數(shù)據(jù)庫，治理結(jié)構(gòu)的數(shù)據(jù)主要取自CCER 經(jīng)濟金融數(shù)據(jù)庫，制度環(huán)境的數(shù)據(jù)主要取自樊綱、王小魯?shù)染幹频摹吨袊袌龌笖?shù)報告》（2011）［21］，關(guān)鍵指標管理層權(quán)力（Power）的數(shù)據(jù)主要通過查找CSMAR 的高管背景資料手工搜集整理而成，其它缺失的數(shù)據(jù)主要通過新浪財經(jīng)網(wǎng)、巨潮資訊網(wǎng)補充。為保證結(jié)論的準確性，本文主要剔除了以下數(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)為負的樣本；③刪除了交叉上市即同時發(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2009-2013年①，經(jīng)過上述篩選，有效數(shù)據(jù)共計3 417個觀測值?？紤]到宏觀經(jīng)濟環(huán)境和行業(yè)環(huán)境的影響，本文還設(shè)置了行業(yè)和年度虛擬變量。本文還對處于0～1%和99%～100%區(qū)間的所有連續(xù)變量進行了縮尾處理（Winsorize），以控制極端值的影響。

（二）關(guān)鍵變量定義

1.管理層權(quán)力的度量

權(quán)力，從一般意義上理解，是指個體能實施其愿望的能力。管理層權(quán)力②來源于其管理工作的性質(zhì)，而自古以來我國就存在“一把手”的權(quán)力文化，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)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，使我們在度量管理層權(quán)力的指標時，可以選擇總經(jīng)理權(quán)力來進行近似替代。

在管理層權(quán)力的衡量方面，國外文獻已經(jīng)使用的方法有：Finkelstein（1992）［13］構(gòu)建了CEO 的權(quán)力模型，將CEO的權(quán)力劃分為組織上的權(quán)力、所有權(quán)權(quán)力、專家權(quán)力和聲望權(quán)力。Hambrick and Finkelstein（1995）［22］認為CEO兼任董事長和經(jīng)理持股會增加管理層對董事會的控制進而影響其薪酬。Bebchuk 等（2002）［23］認為管理層權(quán)力較大的企業(yè)主要存在于股權(quán)較分散的公司。Hu and Kumr（2004）［24］以CEO 與董事長的兩職合一、CEO 任職年限、CEO是否2年內(nèi)退休及企業(yè)是否存在有大股東、董事會獨立性等指標綜合反映管理層權(quán)力強度。Cheng（2005）［25］以企業(yè)業(yè)績連續(xù)5年都處于同行業(yè)最后25%區(qū)間而CEO 第6年仍未離職的企業(yè)作為管理層權(quán)力較大的研究樣本。國內(nèi)研究方面，呂長江和趙宇恒（2008）［8］選取總經(jīng)理是否兼任董事長、總經(jīng)理任職期限等指標來度量管理層權(quán)力。盧銳（2008）［26］以董事長與總經(jīng)理是否兩職合一、企業(yè)股權(quán)制衡度、高管任職年限三個維度刻畫管理層權(quán)力強度。權(quán)小鋒等（2010）［9］從管理層結(jié)構(gòu)權(quán)力、CEO 任期、董事會規(guī)模、董事會中內(nèi)部董事比例、國企金字塔控制鏈條深度五個方面進行主成分分析構(gòu)建了管理層權(quán)力的綜合指標來衡量管理層權(quán)力強度。趙純祥和張敦力（2013）［27］借鑒Finkelstein（1992）［13］的思路從三大維度度量了管理者權(quán)力，即以總經(jīng)理與董事長兩職兼任情況代表結(jié)構(gòu)權(quán)力，以經(jīng)理任期長短代表專家權(quán)力，以學(xué)歷代表聲望權(quán)力，但該作者認為我國民營企業(yè)高管一般通過金字塔形式間接持股，直接持股比例較低，在國有控股上市公司中甚至更低，持股數(shù)量并不能代表管理層的所有權(quán)權(quán)力，故該作者構(gòu)建的管理層權(quán)力維度并未包括所有權(quán)權(quán)力。

綜合國內(nèi)外研究可以發(fā)現(xiàn)，管理層權(quán)力在計量上還存在一些爭議，不宜盲目照搬，而應(yīng)結(jié)合我國的制度背景選擇更切合實際的變量。Hambrick and Finkelstein（1995）［22］的研究認為管理層持股能體現(xiàn)管理層權(quán)力的觀點在我國可能不適宜，因為我國的管理層持股數(shù)量和比例太低。Cheng（2005）［25］的做法也不貼合國內(nèi)實際，因為目前并沒有有力證據(jù)表明上市公司以其同行業(yè)公司業(yè)績作為高管人員續(xù)聘的標準。Hu and Kumr（2004）［24］的研究所選取的變量較為全面，有值得借鑒的地方。但聯(lián)系國內(nèi)實際，2001年中國證監(jiān)會發(fā)布的《關(guān)于在上市公司建立獨立董事制度的指導(dǎo)意見》更多地體現(xiàn)為一種強制性的制度變遷，使得我國上市公司獨立董事的獨立性和有效性仍然存在疑問，所以尚不能武斷地使用獨立董事比例或者外部董事比例來反映管理層權(quán)力的強度。因此，鑒于Finkelstein（1992）［13］構(gòu)建的CEO權(quán)力模型在理論上的優(yōu)越性并在國內(nèi)也得到了廣泛應(yīng)用，本文也擬從組織權(quán)力、所有權(quán)權(quán)力、專家權(quán)力和聲望權(quán)力四大維度衡量管理層的權(quán)力強度，即總經(jīng)理與董事長的兩職兼任情況、股權(quán)制衡度、總經(jīng)理的任職年限、總經(jīng)理的從業(yè)來源，但不同于趙純祥和張敦力（2013）［27］的研究，本文的研究補充了聲望權(quán)力這一維度，因為相對于外部空降兵，從企業(yè)內(nèi)部提拔的管理層通常對企業(yè)業(yè)務(wù)、資源狀況、員工習(xí)慣更加熟悉，與員工的磨合也更加容易，在企業(yè)內(nèi)部人中享有更大的威望，從而更容易形成領(lǐng)導(dǎo)權(quán)威，這在一定程度上能夠反映管理者的職業(yè)聲望。四大權(quán)力維度的度量均使用0、1虛擬變量進行定義，管理層權(quán)力強度（Power）則在上述四個子指標的基礎(chǔ)上建立，當四個子指標之和大于等于3 時，Power 取值為1，表示管理層集權(quán)，否則為0。

2.制度環(huán)境的衡量

制度環(huán)境是一系列用來建立生產(chǎn)、交換與分配基礎(chǔ)的基本的政治、社會和法律基礎(chǔ)規(guī)則，它既可能是正式的，也可能是非正式的，是一個相對寬泛的概念，通常包括市場環(huán)境、經(jīng)營環(huán)境、法制環(huán)境甚至社會風(fēng)俗、文化等方面。受限于數(shù)據(jù)的可獲得性與搜集成本，本文對制度環(huán)境的刻畫主要基于正式制度展開，參考國內(nèi)相關(guān)文獻，本文采用了樊綱、王小魯、朱恒鵬主編的《中國市場化指數(shù)——各地區(qū)市場化相對進程報告》（2011）［21］度量制度環(huán)境。但由于樊綱等（2011）［21］報告的數(shù)據(jù)僅截止到2009年，因此本文參照楊記軍等（2010）［28］、姚曦和楊興全（2012）［29］等的方法，將2010-2013年相關(guān)指標的數(shù)據(jù)依據(jù)前面若干期的相關(guān)指數(shù)進行了推算，例如，2010年的指數(shù)等于2009年的指數(shù)加上2007、2008和2009年三年相對于前一年指數(shù)增加值的平均數(shù)，本文所有變量定義匯總?cè)绫?。

（三）模型設(shè)定

模型1：企業(yè)資本擴張的計量模型

本文考察的資本擴張主要指投資擴張，具體以企業(yè)過度投資的程度進行計量。Richardson（2006）［30］通過一個估值模型來測算企業(yè)的預(yù)期投資水平，然后提取該模型OLS 回歸的殘差作為非效率投資的衡量，殘差為正表示過度投資，殘差為負則表示投資不足。國內(nèi)學(xué)者辛清泉（2007）［1］、楊華軍（2007）［19］等均運用修正后的Richardson 模型對我國企業(yè)的投資效率進行了分析。李青原（2009）［31］曾指出，將Richardson（2006）［31］的模型應(yīng)用于與截面回歸是度量企業(yè)預(yù)期投資支出較好的模型。鑒于該模型在國內(nèi)經(jīng)驗研究中的廣泛應(yīng)用，本文借鑒以上文獻，也采用了修正后的Richardson（2006）的方法，具體如下：

通過模型（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）。同時，鑒于本文重點研究的是企業(yè)的投資擴張問題，參考代彬（2012）［32］的方法，將殘差為負的樣本直接賦值為0。模型1的殘差將作為模型2的被解釋變量。

模型2：管理層權(quán)力、制度環(huán)境與投資擴張的計量模型

本文構(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，以揭示二者的互動對企業(yè)投資擴張的影響。基于現(xiàn)有文獻和實踐經(jīng)驗總結(jié)，企業(yè)的實際投資支出還受到投資機會、融資約束、公司治理等因素的影響，本文還控制了投資機會、杠桿比率、企業(yè)治理結(jié)構(gòu)等變量。但考慮到托賓Q具有較嚴重的衡量偏誤，在我國資本市場的適用程度有限，本文用主營業(yè)務(wù)收入增長率Growth 作為企業(yè)投資機會的代理變量。而企業(yè)的投資決策除了受管理層的影響外，控股股東也是重要的影響因素，故本文還控制了第一大股東持股比例與實際控制人性質(zhì)。具體的模型設(shè)定如下：

表1 變量定義及說明

續(xù)表1

四、實證分析

（一）描述性統(tǒng)計

表2 對本文主要變量進行了全樣本描述性統(tǒng)計?？梢园l(fā)現(xiàn)，過度投資OverINV 的均值和中位數(shù)分別達到0.0390 和0.0350，表明我國上市公司過度投資的現(xiàn)象明顯。經(jīng)推算后的市場化進程Mkt 最大值為14.4951，最小值僅為-0.7252，說明不同省份的市場化水平差異顯著，制度環(huán)境表現(xiàn)出明顯的地區(qū)差異。在公司治理結(jié)構(gòu)方面，第一大股東持股比例Top1 均值為35.62%，最大值達到了84.11%，說明我國上市公司“一股獨大”的現(xiàn)象明顯，企業(yè)普遍存在一個終極控股股東。前五大股東持股比例的平方和Herfindahl_5 均值和中位數(shù)分別為0.1625 和0.1293，總體水平較低，說明其他股東對第一大股東的制衡能力有限。獨立董事比例pond 均值為36.98%，超過了1/3，說明了自2001年中國證監(jiān)會發(fā)布《關(guān)于在上市公司建立獨立董事制度的指導(dǎo)意見》以來，我國上市公司基本推行了獨立董事制度。實際控制人State 的均值達到了0.5976，超過了0.5，說明從數(shù)量上仍然是國有企業(yè)居多，這與當前我國企業(yè)分布的現(xiàn)狀基本一致。

表2 主要變量描述性統(tǒng)計

（二）相關(guān)性分析

表3是對本文主要解釋變量之間的Pearson 相關(guān)性分析，可以發(fā)現(xiàn)，自變量之間相關(guān)系數(shù)的絕對值普遍較小，除股權(quán)制衡度Herfindahl_5 與第一大股東持股比例Top1 之間的相關(guān)性較高外（達到了0.9601），其余變量均不超過0.5。因此，可以初步判斷模型基本不存在嚴重的多重共線性問題，但此判斷是否可靠，下文的回歸分析將通過VIF 檢驗做進一步驗證。

表3 主要自變量的Pearson相關(guān)系數(shù)

續(xù)表3

（三）回歸分析

1.全樣本OLS回歸

本文在控制年度和行業(yè)的固定效應(yīng)的情況下對模型2-模型5 進行了全樣本混合截面OLS 回歸，結(jié)果如表4 所示?？梢园l(fā)現(xiàn)，模型顯著地通過了F 檢驗，且調(diào)整后的R2均達到了30%以上，模型整體的擬合程度較好。VIF 檢驗顯示所有變量的vif 值均低于10，平均vif 值也在5 以下，符合一般的經(jīng)驗法則，說明自變量之間基本不存在嚴重的多重共線性問題，這也與上文的Pearson相關(guān)系數(shù)檢驗的結(jié)論一致?？傮w而言，本文的模型設(shè)定及變量選擇較為合理。

表4 模型2-模型5的全樣本OLS回歸結(jié)果

續(xù)表4

通過表4 的分析可以得到以下結(jié)果：從模型2到模型3，無論是采用管理層權(quán)力虛擬變量Power還是積分變量Power_n，管理層權(quán)力與企業(yè)過度投資水平之間的均表現(xiàn)為正相關(guān)，其中采用管理層權(quán)力的虛擬變量Power在5%的水平上顯著，而采用管理層權(quán)力的積分變量則在統(tǒng)計意義上有所減弱，趨近于10%的水平顯著，造成該現(xiàn)象的原因可能與管理層權(quán)力的計算方法有關(guān)，采用分組變量能更明顯的區(qū)分出管理層權(quán)力大與權(quán)力小的樣本組，從而表現(xiàn)出更好的統(tǒng)計意義。由此可以得出結(jié)論，管理層權(quán)力越大，企業(yè)越容易發(fā)生過度投資，這與理論分析一致，假設(shè)1基本得到驗證。模型4與模型5在考慮了制度環(huán)境的交互作用后發(fā)現(xiàn)，市場化進程Mkt 與管理層權(quán)力的交乘項Power*Mkt、Power_n*Mkt 系數(shù)分別在10%與5%的水平上顯著為負，表明企業(yè)所在地區(qū)的市場化進程越高，政府干預(yù)越少，市場信息越透明，管理層濫用權(quán)力實施過度投資的強度也越弱，企業(yè)投資決策也越趨于理性，因此制度環(huán)境對管理層權(quán)力的約束作用確實存在，假設(shè)2也得到驗證。

在控制變量方面，模型2-模型5 的絕大部分公司特征變量均表現(xiàn)出較高的顯著性水平。其中，資產(chǎn)負債率Lev在1%水平上顯著為負，說明企業(yè)資產(chǎn)負債率越高，管理者過度投資水平越低，這在一定程度上驗證了負債具有治理作用，能作為約束管理者的一種機制，從而抑制企業(yè)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，實現(xiàn)個人私有收益的可能性更大，也就越有動機進行過度投資，從而達到迅速擴大企業(yè)規(guī)模的目的，這和管理層控制權(quán)理論的預(yù)期一致。企業(yè)的投資機會Growth 也在1%的水平上顯著為正，說明公司在具備較好的投資機會時也會擴大投資規(guī)模，符合經(jīng)典的投資理論。企業(yè)自由現(xiàn)金流FCF 的系數(shù)基本在10%的水平上顯著為正，這與Jensen（1986）［14］提出的自由現(xiàn)金流假說一致。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，管理者有著利用過度投資的手段最大化自身薪酬水平的強烈動機。而公司治理相關(guān)的控制變量則總體表現(xiàn)出較弱的統(tǒng)計意義，其中在股權(quán)結(jié)構(gòu)上，企業(yè)第一大股東持股比例Top1和股權(quán)制衡度Herfindahl_5 均不顯著，說明股東對管理層的監(jiān)督作用有限，也基本符合我國企業(yè)普遍存在“所有者缺位，內(nèi)部人控制”的現(xiàn)象。在董事會結(jié)構(gòu)上，董事會規(guī)模Board 雖然在5%的水平上顯著，但符號為正，說明董事會人數(shù)越多，董事之間的摩擦成本越大，董事團隊內(nèi)部的不團結(jié)使其更容易被經(jīng)理層控制，導(dǎo)致董事會的監(jiān)督作用下降。而獨立董事比例Pond 未表現(xiàn)出統(tǒng)計意義上的顯著性，說明獨立董事在公司治理中的作用依然有限，它能否真正保持獨立性，起到對管理層的約束作用仍然值得懷疑。

本文一個有趣的發(fā)現(xiàn)是最終控制人性質(zhì)State的系數(shù)在1%的水平上顯著為負，說明相對于國有企業(yè)，民營企業(yè)管理者過度投資的強度更高，這和大多數(shù)文獻的結(jié)論不一致，也與人們直觀看法想左。一方面，從公司治理角度分析原因，通常好的治理結(jié)構(gòu)一般具有股權(quán)較為集中、董事會規(guī)模較大、獨立董事比例較高、董事和經(jīng)理層的激勵力度較大等特征。從民營企業(yè)的特點看，由于股權(quán)相對分散，董事會規(guī)模也較小，從而不利于對經(jīng)理層過度投資的約束。另一方面，從政府監(jiān)管的角度，國有企業(yè)相對于民營企業(yè)受到的來自政府的監(jiān)督更為嚴格，這也可能導(dǎo)致管理者受到的約束更多，最終表現(xiàn)為過度投資水平的降低。

2.分組檢驗

為進一步檢驗制度環(huán)境的差異對管理層過度投資的影響，本文按照市場化進程Mkt 的中位數(shù)將樣本分為了高市場化進程與低市場化進程兩組，分別檢驗企業(yè)處于不同的制度環(huán)境時，管理層權(quán)力對企業(yè)過度投資的影響。結(jié)果如表5 所示，可以發(fā)現(xiàn)在高市場化進程組，無論是模型2還是模型3，管理層權(quán)力變量Power與Power_n均不顯著，而在低市場化進程組，管理層權(quán)力變量Power與Power_n與過度投資OverInv 分別在1%和10%的水平上顯著正相關(guān)，說明了制度環(huán)境越好的地區(qū)，管理層濫用權(quán)力進行過度投資的水平越低，從而進一步驗證了制度環(huán)境的約束作用。

表5 模型2與模型3的分組檢驗的OLS回歸結(jié)果

五、穩(wěn)健性檢驗

本文對正文主檢驗的結(jié)論又執(zhí)行了以下穩(wěn)健性檢驗：①變換回歸方法。由于本文的數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)實際上是一個跨度期為5年的面板數(shù)據(jù)（Panel Data），而Peterson（2009）［33］研究發(fā)現(xiàn)，如果僅對面板數(shù)據(jù)進行簡單的OLS 分析，可能導(dǎo)致估計的標準差被低估，從而導(dǎo)致t 統(tǒng)計量高估。為克服這種誤差，本文參考Peterson（2009）［33］的處理方法，在正文主回歸的基礎(chǔ)上，按公司和年度兩個維度對t 統(tǒng)計量進行了群（Cluster）調(diào)整，發(fā)現(xiàn)結(jié)論依然不變。②變換關(guān)鍵解釋變量。由于制度環(huán)境是一個內(nèi)涵豐富的綜合變量，市場化進程僅反映了其中一個維度，而較高的市場化程度通常與較高的法律保護水平相聯(lián)系。參考王鵬（2008）［34］的研究，市場化進程和投資者法律水平的的提高均有利于降低代理成本。故本文以樊綱等（2011）［21］的市場中介和法律制度環(huán)境得分作為公司所在地法制化水平（Law）的代理變量，從投資者法律保護的角度刻畫制度環(huán)境，并以法制化水平Law 替代市場化進程Mkt 同樣執(zhí)行了全樣本與分組檢驗的OLS 回歸，結(jié)果也基本不變。因此，從補充測試的結(jié)果看，本文的結(jié)論基本穩(wěn)健。

六、結(jié)論與政策建議

綜上所述，本文的假說1 和假說2 均得到驗證，說明按照經(jīng)典的“制度—治理—企業(yè)行為”的分析框架，從高管控制權(quán)和制度環(huán)境的角度解釋企業(yè)的資本投資問題是一條可行的路徑，從而彌補了現(xiàn)有文獻多集中于從自由現(xiàn)金流角度分析企業(yè)投資問題的不足。同時，本文還進一步發(fā)現(xiàn)，管理層過度投資的問題在民營企業(yè)表現(xiàn)的更嚴重，這可能與民營企業(yè)的治理結(jié)構(gòu)發(fā)展的不完善和政府監(jiān)管的薄弱有關(guān)。

本文的結(jié)論為從高管控制權(quán)與制度環(huán)境的角度理解我國上市公司的資本投資行為提供了新的證據(jù)。因此，為引導(dǎo)企業(yè)更高效、理性的投資，筆者認為在宏觀層面，應(yīng)正確認識和把握政府與市場在資源配置中的辯證關(guān)系，進一步完善外部治理環(huán)境，如逐步降低政府干預(yù)程度，推進市場化管理李小堅（2014）［35］；在現(xiàn)階段法制環(huán)境建設(shè)基本完善的情況下，加強執(zhí)法力度；借鑒西方發(fā)達國家的做法，強化職業(yè)經(jīng)理人市場的建設(shè)，有效發(fā)揮聲譽機制的監(jiān)督效應(yīng)同時鼓勵更多地銀行積極參與到上市公司的監(jiān)管中（陳旭、李娜，2014）［36］等。而在微觀企業(yè)層面，企業(yè)在制定資本投資決策的過程中，重視管理層權(quán)力的影響，完善公司治理結(jié)構(gòu)，優(yōu)化對管理層的激勵，實現(xiàn)內(nèi)部權(quán)力的有效制衡（特別是強化董事會的監(jiān)督作用），從而有效地控制管理層的代理問題，切實地保護中小投資者的合法權(quán)益。

注 釋：

①由于Richardson（2006）基于自由現(xiàn)金流的過度投資模型用到了滯后一期的數(shù)據(jù)，故本文實際的樣本跨度期為2008—2013年，特此說明。

②管理層權(quán)力是一個比較復(fù)雜的概念，它通常是指管理層契約權(quán)力、剩余權(quán)力以及信息權(quán)力的綜合體。本文所研究的管理層權(quán)力并不是指高管人員的經(jīng)營權(quán)力，而是泛指高管人員對公司治理結(jié)構(gòu)（如董事會、監(jiān)事會甚至股東大會）的影響能力。

［1］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)濟研究，2007（8）：110-122.

［2］Stein J C，Constantinides G M，Harris M，et al，Agency，information and corporate investment［J］，Handbook of the Economics of Finance，Harvard University and NBER，2003，1，Part A：111-165.

［3］連玉君. 中國上市公司投資效率研究［M］. 北京：經(jīng)濟管理出版社，2009.

［4］Aghion P，Bolton P. An Incomplete Contracts Approach to Financial Contracting［J］. Review of Economic Studies，1992，59（3）：473-494.

［5］Hart Oliver. Financial Contracting［J］. Journal of Economics Literature，2001，39（4）：1070-1100.

［6］李增泉，孫錚，王志偉.“掏空”與所有權(quán)安排——來自我國上市公司大股東資金占用的經(jīng)驗證據(jù).［J］. 會計研究，2004（12）：3-13.

［7］李香梅，袁玉娟，戴志敏. 控制權(quán)私有收益、公司治理與非效率投資研究［J］. 華東經(jīng)濟管理，2015（3）：139-143.

［8］呂長江，趙宇恒. 國有企業(yè)管理者激勵效應(yīng)研究——基于管理者權(quán)力的解釋［J］.管理世界，2008（11）：99-109.

［9］權(quán)小鋒，吳世農(nóng)，文芳. 管理層權(quán)力、私有收益與薪酬操縱［J］. 經(jīng)濟研究，2010（11）：73-87.

［10］付欣，鄧川.高管控制權(quán)、薪酬與盈余管理［J］. 財經(jīng)論叢，2013（4）：66-72.

［11］賀琛，陳少華，余晴. 制度環(huán)境、管理層權(quán)力與盈余管理［J］. 現(xiàn)代財經(jīng)：天津財經(jīng)大學(xué)學(xué)報，2014（10）：80-95.

［12］楊興全，張麗平，吳昊旻. 市場化進程、管理層權(quán)力與公司現(xiàn)金持有［J］. 南開管理評論，2014（2）：34-45.

［13］Finkelstein S. Power in Top Management Teams. Dimensions，Measurement，and Validation［J］. Academy of Management Journal，1992，35（3）：505-538.

［14］Jensen，Michael C. Agency Costs of Free Cash Flow，Corporate Finance，and Takeovers［J］. American Economic Review，1986，76（2）：323-329.

［15］Bebchuk L，F(xiàn)ried J. Executive Compensation as an Agency Problem. Journal of Economics Perspective，2003，17（3）：71-92.

［16］Williamson O E. The new institutional economics：taking stock，looking ahead［J］. Journal of Economic Literature，2000，38（3）：595-613.

［17］Shleifer A，Vishny R W. Politicians and firms［J］. The Quarterly Journal of Economics，1994，109（4）：995-1025.

［18］La Porta，Lopez de Silanes，Shleifer，et al. Law and Finance［J］. Journal of Political Economy，1998，106（6）：1113-1155.

［19］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）：99-116.

［20］張棟，楊淑娥，楊紅. 第一大股東、治理機制與企業(yè)過度投資——基于中國上市公司Panel Data 的研究［J］. 當代經(jīng)濟科學(xué)，2008（4）：62-72.

［21］樊綱，王小魯，朱恒鵬. 中國市場化指數(shù)——各地區(qū)市場化相對進程2011年報告［M］. 北京：經(jīng)濟科學(xué)出版社，2011.

［22］Hambrick Donald C，Sydney Finkelstein. The Effects of Ownership Structure on Conditions at the Top：The Case of CEO Pay Raises［J］. Strategic Management Journal，1995，16（3）：175-193.

［23］Bebchuk L，F(xiàn)ried J，Walker D. Managerial Power and rent extraction in the design of executive compensation［J］. University of Chicago Law Review，2002，69：751-846.

［24］Hu A，Kumar P. Managerial entrenchment and payout policy［J］. Journal of Financial and Quantitative Analysis，2004，39（4）：759-790.

［25］Cheng S，Managerial Entrenchment and loss-shielding in Executive Compensation［R］. University of Michigan working paper，2005.

［26］盧銳. 管理層權(quán)力、薪酬激勵與績效——基于中國證券市場的理論與實證研究［M］. 北京：經(jīng)濟科學(xué)出版社，2008.

［27］趙純祥，張敦力.市場競爭視角下的管理者權(quán)力和企業(yè)投資關(guān)系研究［J］. 會計研究，2013（10）：67-74.

［28］楊記軍，逯東，楊丹. 國有企業(yè)的政府控制權(quán)轉(zhuǎn)讓研究［J］. 經(jīng)濟研究. 2010（2）：69-82.

［29］姚曦，楊興全. 市場化進程、財務(wù)報告質(zhì)量與投資現(xiàn)金流敏感性探討［J］. 現(xiàn)代財經(jīng)：天津財經(jīng)大學(xué)學(xué)報，2012（4）：77-89.

［30］Richardson S，Over investmennt of Free Cash Flow［J］.Review of Accounting Studies，2006，11（2）：159-189.

［31］李青原. 會計信息質(zhì)量、審計監(jiān)督與公司投資效率——來自我國上市公司的經(jīng)驗證據(jù)［J］. 審計研究，2009（4）：65-73.

［32］代彬，彭程.高管控制權(quán)、資本擴張與企業(yè)財務(wù)風(fēng)險［J］. 經(jīng)濟與管理研究，2012（5）：20-30.

［33］Petersen M A. Estimating Standard Errors in Finance Panel Data Sets：Comparing Approaches［J］. Review of Financial Studies，2009，22（1）：435-480.

［34］王鵬. 投資者保護、代理成本與公司績效［J］. 經(jīng)濟研究，2008（2）：68-82.

［35］李小堅. 政府與市場關(guān)系：經(jīng)濟體制改革的核心問題——學(xué)習(xí)十八屆三中全會《決定》的體會［J］. 湖湘論壇，2014（5）：13-16.

［36］陳旭，李娜. 銀行監(jiān)管、薪酬激勵和風(fēng)險承擔——基于16家上市商業(yè)銀行數(shù)據(jù)的實證研究［J］. 江淮論壇，2014（4）：107-110.