經(jīng)理人代理對(duì)投資效率的影響
——基于中國(guó)上市家族企業(yè)的研究

吳應(yīng)軍

(西南財(cái)經(jīng)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，四川 成都 611130)

經(jīng)理人代理對(duì)投資效率的影響

——基于中國(guó)上市家族企業(yè)的研究

吳應(yīng)軍

(西南財(cái)經(jīng)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，四川 成都 611130)

摘要：本文利用中國(guó)上市家族企業(yè)的數(shù)據(jù)考察經(jīng)理人代理對(duì)投資效率的影響。我們以董事長(zhǎng)是否為最終控制人的家族成員來(lái)度量代理問題，回歸結(jié)果表明經(jīng)理人代理對(duì)投資效率具有顯著的負(fù)向影響，但是這種影響主要發(fā)生在實(shí)際投資超過(guò)預(yù)期水平的企業(yè)。其產(chǎn)生原因既不是家族成員董事長(zhǎng)和代理人董事長(zhǎng)之間的能力差異，也不是后者的過(guò)度投資傾向和偷懶行為。對(duì)于這種道德風(fēng)險(xiǎn)，證券交易所的預(yù)警和最終控制人的個(gè)人影響具有顯著的抑制作用，而公司治理方面的制度安排的效果卻不明顯。

關(guān)鍵詞：代理問題；投資效率；上市公司；家族企業(yè)

一、引言

經(jīng)理人代理對(duì)企業(yè)投資的影響一直受到學(xué)界的高度關(guān)注*為了跟大股東與小股東之間的代理關(guān)系相區(qū)別，我們使用“經(jīng)理人代理”一詞指職業(yè)經(jīng)理人與股東之間的代理關(guān)系。對(duì)家族企業(yè)來(lái)說(shuō)，則主要是職業(yè)經(jīng)理人與最終控制人之間的代理關(guān)系。。Jensen和Stulz認(rèn)為，在兩權(quán)分離的情況下，職業(yè)經(jīng)理人往往偏向把企業(yè)做大，投資沖動(dòng)過(guò)于強(qiáng)烈，導(dǎo)致企業(yè)的投資超過(guò)最優(yōu)水平，形成過(guò)度投資[1-2]。而Bertrand等則認(rèn)為由于投資會(huì)給經(jīng)理人帶來(lái)私人成本，如果這種成本過(guò)高，那么經(jīng)理人就會(huì)偷懶，并由此導(dǎo)致投資不足和投資質(zhì)量的低下[3]。另外，代理人為了在職業(yè)經(jīng)理人市場(chǎng)給自己樹立高能力的聲譽(yù)，也可能在投資上做出一些扭曲[4-5]。這些行為都將導(dǎo)致投資偏離最優(yōu)水平，損害企業(yè)價(jià)值。由于代理問題對(duì)企業(yè)投資效率的影響有這些不同的途徑，在不同的情況下，各因素的相對(duì)重要性不同，因此代理問題對(duì)投資效率的影響主要是一個(gè)實(shí)證問題。

從外文文獻(xiàn)來(lái)看，大部分研究都支持Jensen和Stulz的理論[6-8]。由于并購(gòu)容易被外部的研究者所觀察，相關(guān)的信息披露也更為充分，所以經(jīng)理人代理對(duì)這類投資的影響受到了國(guó)外研究者的更多關(guān)注。相關(guān)文獻(xiàn)發(fā)現(xiàn)在很多并購(gòu)宣布之后，并購(gòu)方的股價(jià)出現(xiàn)下跌[9]，而且對(duì)于那些管理層持股較少、現(xiàn)金流豐富而Tobin’s Q較小的企業(yè)，以及標(biāo)的資產(chǎn)與現(xiàn)有業(yè)務(wù)無(wú)關(guān)聯(lián)的交易，股價(jià)的下跌更為明顯[10-13]。根據(jù)相關(guān)的理論，股價(jià)的下跌表明企業(yè)的投資超過(guò)了最優(yōu)水平，管理層持股越少則代理問題越嚴(yán)重，Tobin’s Q較小表明企業(yè)的投資機(jī)會(huì)較少，而現(xiàn)金流豐富便于過(guò)度投資的操作，收購(gòu)不相關(guān)資產(chǎn)可以使“企業(yè)王國(guó)”更為穩(wěn)固。所以，這些發(fā)現(xiàn)意味著過(guò)度投資與經(jīng)理人代理有關(guān)[14]，從而支持Jensen和Stulz的判斷。

但是，并非所有的實(shí)證研究都支持Jensen和Stulz的觀點(diǎn)。Opler等發(fā)現(xiàn)Jensen的假說(shuō)并不能得到實(shí)證檢驗(yàn)的支持[15]，而Aggarwal等的研究則間接支持Bertrand等的理論[16]。

關(guān)于經(jīng)理人代理對(duì)投資效率的影響，中文文獻(xiàn)也大多支持Jensen的觀點(diǎn)。連玉君與程建、楊興全等發(fā)現(xiàn)管理層權(quán)力的增加顯著提高了上市公司的現(xiàn)金持有水平和過(guò)度投資[17-18]；肖珉則發(fā)現(xiàn)強(qiáng)制性現(xiàn)金股利有利于抑制內(nèi)部現(xiàn)金流富余的公司進(jìn)行過(guò)度投資[19]。鐘海燕等以政府和國(guó)有上市公司之間的金字塔層級(jí)來(lái)度量代理問題的嚴(yán)重程度，發(fā)現(xiàn)代理問題對(duì)企業(yè)的過(guò)度投資的確有顯著的正向影響，而公司治理的改善則可以減小企業(yè)投資的扭曲[20]。劉慧龍等發(fā)現(xiàn)公司的決策權(quán)配置可能會(huì)影響其投資效率，該效應(yīng)的大小取決于公司盈余管理的程度[21]。

除了這些比較直接的證據(jù)以外，還有一些文獻(xiàn)通過(guò)研究公司治理等變量對(duì)投資效率的影響，對(duì)經(jīng)理人代理對(duì)投資效率的影響提供了間接證據(jù)。辛清泉等發(fā)現(xiàn)薪酬激勵(lì)不足導(dǎo)致了地方政府控制的上市公司出現(xiàn)過(guò)度投資[22]。呂長(zhǎng)江與張海平發(fā)現(xiàn)股權(quán)激勵(lì)比非股權(quán)激勵(lì)能更為有效地抑制投資過(guò)度[23]。陳運(yùn)森與謝德仁發(fā)現(xiàn)獨(dú)立董事治理作用的改善有助于抑制公司的投資扭曲，但是該效應(yīng)的發(fā)揮依賴于公司最終控制人的產(chǎn)權(quán)性質(zhì)和地方政府的干預(yù)水平[24]。而劉慧龍等則發(fā)現(xiàn)對(duì)于國(guó)有企業(yè)改制之后存續(xù)分立公司，在減少因管理者代理問題而產(chǎn)生的過(guò)度投資方面，獨(dú)立董事的作用并不明顯[25]。應(yīng)千偉與羅黨論發(fā)現(xiàn)公司治理質(zhì)量越差，銀行授信額度對(duì)企業(yè)投資效率的提升作用就越小[26]。除了公司治理質(zhì)量以外，環(huán)境不確定性也關(guān)系到對(duì)代理人進(jìn)行監(jiān)督和激勵(lì)的有效性，所以就環(huán)境不確定性對(duì)企業(yè)投資效率的影響進(jìn)行研究，也是一個(gè)很好的視角。申慧慧等發(fā)現(xiàn)，環(huán)境不確定性與企業(yè)的投資偏離度正相關(guān)，而這種投資偏離對(duì)企業(yè)價(jià)值的影響則取決于企業(yè)所面臨的融資環(huán)境[27]。

這些不同角度的研究為我們理解經(jīng)理人代理對(duì)投資效率的影響提供了很好的參考。本文與現(xiàn)有文獻(xiàn)的不同主要有兩個(gè)方面：一是對(duì)經(jīng)理人代理的度量，二是對(duì)投資效率的度量。對(duì)于投資效率的度量問題，我們將在后面進(jìn)行比較深入的討論，這里首先討論對(duì)代理問題的度量。

對(duì)于經(jīng)理人代理，我們認(rèn)為首要的問題是它存在還是不存在，其次才是程度上的大小。而現(xiàn)有文獻(xiàn)對(duì)它的關(guān)注點(diǎn)基本上都是后者，最重要的度量反而被忽視了。另一方面，由于代理問題的程度大小難以直接觀察，所以只能通過(guò)各種指標(biāo)進(jìn)行間接度量?，F(xiàn)有文獻(xiàn)的度量指標(biāo)主要有企業(yè)的控股層級(jí)結(jié)構(gòu)、管理層權(quán)力的大小、高管薪酬的水平和結(jié)構(gòu)、董事會(huì)規(guī)模和結(jié)構(gòu)，等等。

這些方法帶來(lái)了兩個(gè)方面的問題。一是度量的有效性問題，即這些指標(biāo)能夠在多大程度上衡量經(jīng)理人代理的嚴(yán)重性。根據(jù)公司治理的相關(guān)文獻(xiàn)，這些變量本身在很大程度上就是企業(yè)專門設(shè)計(jì)用來(lái)解決代理問題的。比如對(duì)于“管理層權(quán)力很大”，我們可以有兩種截然相反的理解，一是管理層控制了公司，代理問題很嚴(yán)重；二是代理問題并不嚴(yán)重，所以股東敢于向管理層放權(quán)。如果實(shí)際情況是后者而被解釋成前者，那么由此得到的結(jié)論和真實(shí)情況就會(huì)大相徑庭。只有在我們同時(shí)控制了那些影響管理層權(quán)力大小的因素之后，才能夠?qū)ⅰ肮芾韺訖?quán)力很大”解釋為“代理問題很嚴(yán)重”，而對(duì)這些因素的控制并不容易實(shí)現(xiàn)。第二個(gè)問題是主要解釋變量的內(nèi)生性問題。根據(jù)計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)的相關(guān)理論，如果與這些變量相關(guān)的其它因素同時(shí)也跟企業(yè)的投資效率相關(guān)，而它們又無(wú)法在回歸中加以控制，那么回歸結(jié)果就是有偏的。事實(shí)上，由于這些主要解釋變量大多是公司治理方面的制度安排，既影響它們又影響投資效率的因素很多，所以很容易產(chǎn)生內(nèi)生性問題*關(guān)于投資效率的實(shí)證文獻(xiàn)很多，而關(guān)于代理問題導(dǎo)致投資效率低下的直接證據(jù)卻很少[28]，其原因可能與代理問題的度量有關(guān)。。

本文以中國(guó)上市家族企業(yè)為樣本，用董事長(zhǎng)是否為最終控制人的家族成員來(lái)度量經(jīng)理人代理，分析其對(duì)企業(yè)投資效率的影響。在中國(guó)的現(xiàn)實(shí)背景下，我們認(rèn)為如果最終控制人的家族成員擔(dān)任董事長(zhǎng)，那么就董事長(zhǎng)這一職位來(lái)說(shuō)，就不存在(最終控制人和董事長(zhǎng)之間的)經(jīng)理人代理問題；如果非家族成員任董事長(zhǎng)，則存在經(jīng)理人代理問題*更準(zhǔn)確的表述應(yīng)該是：與家族成員擔(dān)任董事長(zhǎng)的情況相比，對(duì)于非家族成員擔(dān)任董事長(zhǎng)的家族企業(yè)，在最終控制人與董事長(zhǎng)之間的代理問題更為嚴(yán)重。但是我們忽略這兩種表述的區(qū)別。。因此，我們所考察的代理問題是存在與否的問題，而不是現(xiàn)有文獻(xiàn)中的程度上的輕重問題。其次，我們對(duì)經(jīng)理人代理的度量是直接度量，避免了間接度量所帶來(lái)的有效性問題。最后，基于中國(guó)家族企業(yè)在選擇核心高管時(shí)的特殊背景，我們可以用工具變量的方法來(lái)處理關(guān)鍵解釋變量的內(nèi)生性問題。因此，本文的研究可以為經(jīng)理人代理對(duì)企業(yè)投資效率的影響提供更直接、更可靠的證據(jù)。

兩權(quán)分離是現(xiàn)代公司的一個(gè)重要特征，也是大多數(shù)家族企業(yè)不可避免的發(fā)展方向。目前，我國(guó)很多家族企業(yè)的創(chuàng)始人年齡已大，而獨(dú)生子女政策的實(shí)施以及社會(huì)轉(zhuǎn)型所導(dǎo)致的家族觀念的急劇淡化又導(dǎo)致接班乏人。對(duì)于這些企業(yè)來(lái)說(shuō)，引入職業(yè)經(jīng)理人更是一個(gè)迫切的需要。因此，本文的研究對(duì)于中國(guó)家族企業(yè)的轉(zhuǎn)型具有直接的借鑒意義。由于經(jīng)理人代理問題的廣泛存在，所以即使對(duì)于我國(guó)國(guó)有企業(yè)的改革，本文也能提供一定程度的參考。

二、模型

本文所考察的家族企業(yè)是指存在最終控制人且最終控制人為個(gè)人或家族的企業(yè)。我們關(guān)注的重點(diǎn)是經(jīng)理人代理對(duì)企業(yè)投資效率的影響，經(jīng)理人代理以董事長(zhǎng)是否為企業(yè)最終控制人的家族成員來(lái)度量。下面，我們首先對(duì)投資效率的度量問題進(jìn)行討論，并在此基礎(chǔ)上確定本文所采用的指標(biāo)，然后提出假說(shuō)、建立回歸方程并對(duì)相關(guān)的變量進(jìn)行定義，最后是對(duì)計(jì)量方法的簡(jiǎn)單說(shuō)明。

(一)對(duì)投資效率的度量

對(duì)于投資效率的度量，現(xiàn)有文獻(xiàn)可以按照評(píng)價(jià)的時(shí)點(diǎn)分為事前指標(biāo)和事后指標(biāo)兩種類型。

事前指標(biāo)主要有兩種。一是借鑒Richardson的模型[7]，用投資水平的回歸殘差(即實(shí)際投資規(guī)模與期望投資規(guī)模之差)或殘差的絕對(duì)值來(lái)衡量投資效率[19，21，24-25，29]。二是用投資規(guī)模對(duì)投資機(jī)會(huì)的敏感性來(lái)衡量企業(yè)的投資效率。這兩種方法都涉及到對(duì)投資機(jī)會(huì)的度量這一關(guān)鍵問題。在這方面，大多數(shù)文獻(xiàn)都采用Tobin’s Q來(lái)表示企業(yè)的增長(zhǎng)機(jī)會(huì)[14，28，30]。也有一些文獻(xiàn)采用其它方法，比如Biddle等認(rèn)為公司當(dāng)前的獲利能力可以反映其未來(lái)的投資機(jī)會(huì)，因此用上一期的ROE來(lái)表示投資機(jī)會(huì)[31]。中文文獻(xiàn)方面，喻坤等采用Tobin’s Q[32]，靳慶魯?shù)炔捎昧薆iddle等的方法[33]，而應(yīng)千偉與羅黨論則同時(shí)采用Tibon’s Q和營(yíng)業(yè)收入增長(zhǎng)率來(lái)表示投資機(jī)會(huì)[26]。

事后指標(biāo)主要基于投資對(duì)會(huì)計(jì)盈余和市場(chǎng)價(jià)值的影響來(lái)判斷投資效率。以會(huì)計(jì)盈余(比如資產(chǎn)收益率)來(lái)衡量投資效率的文獻(xiàn)有Fazzari等、李焰等[34-36]，辛清泉等采用的Baumol等的模型也屬于這一類[37-38]。以企業(yè)的市場(chǎng)價(jià)值(比如Tobin’s Q的改變量)來(lái)衡量投資效率的文獻(xiàn)有Mueller等、辛清泉等和申慧慧等[27，37，39]。這兩種方法各有利弊。采用會(huì)計(jì)盈余的優(yōu)勢(shì)在于這類指標(biāo)不受股市噪音的影響，劣勢(shì)在于難以將投資的長(zhǎng)期影響納入投資效率的計(jì)算之中；采用市場(chǎng)價(jià)值的優(yōu)勢(shì)在于反映了投資的長(zhǎng)期影響，但是容易受到股市噪音的影響。

事前指標(biāo)的主要困難在于：不論是外部觀察者，還是股市參與者，都沒有辦法在事前準(zhǔn)確判斷企業(yè)的投資機(jī)會(huì)。即使用Tobin’s Q的期初值也避免不了這個(gè)問題。因?yàn)門obin’s Q度量的是資本市場(chǎng)對(duì)企業(yè)價(jià)值的評(píng)價(jià)，而實(shí)際上，企業(yè)家的存在理由就是他們能夠發(fā)現(xiàn)那些資本市場(chǎng)在事前發(fā)現(xiàn)不了的投資機(jī)會(huì)。與市場(chǎng)相比，他們更為理性和富于遠(yuǎn)見，不會(huì)受到市場(chǎng)噪音的干擾[40]。另外，如果將Tobin’s Q解釋為投資機(jī)會(huì)，那么我們將面臨邏輯上的矛盾：如果股票市場(chǎng)在事前知道管理層掌握的信息(因此股票價(jià)格反映出企業(yè)的投資機(jī)會(huì))，那么其他企業(yè)怎么可能不知道呢？如果其他企業(yè)也掌握了這些信息，那么企業(yè)之間的競(jìng)爭(zhēng)將導(dǎo)致投資機(jī)會(huì)很快消失，又哪里還有真正的投資機(jī)會(huì)呢？所以，Tobin’s Q未必能真實(shí)反映企業(yè)的投資機(jī)會(huì)。關(guān)于這一點(diǎn)，Yoshikawa在其文章的末尾也進(jìn)行了說(shuō)明[41]。

因此，對(duì)于企業(yè)的投資效率，并沒有一個(gè)完美的衡量指標(biāo)。各種指標(biāo)互有優(yōu)劣，互相補(bǔ)充。由于現(xiàn)有的中文文獻(xiàn)大多采用事前指標(biāo)，為了提供更多的對(duì)照，本文選用事后指標(biāo)。考慮到Tobin’s Q的改變量這類指標(biāo)不容易處理現(xiàn)金紅利的問題，所以本文采用“考慮現(xiàn)金紅利再投資的年個(gè)股回報(bào)率”對(duì)企業(yè)投資的反應(yīng)來(lái)衡量投資效率。

(二)假說(shuō)

根據(jù)Jensen和Stulz的觀點(diǎn)，代理人董事長(zhǎng)有擴(kuò)大投資規(guī)模的內(nèi)在動(dòng)機(jī)，這會(huì)導(dǎo)致“過(guò)度投資”[1-2]。而根據(jù)Bertrand等的觀點(diǎn)，代理人董事長(zhǎng)可能不愿意承擔(dān)投資給他們帶來(lái)的私人成本，這將導(dǎo)致“投資不足”[3]。不管是過(guò)度投資還是投資不足，相對(duì)于最優(yōu)投資水平來(lái)說(shuō)，它們都是一種扭曲，都會(huì)產(chǎn)生投資效率的損失。這意味著在控制了企業(yè)規(guī)模、資本結(jié)構(gòu)等變量的情況下，與家族成員擔(dān)任董事長(zhǎng)的企業(yè)相比，對(duì)那些存在經(jīng)理人代理問題(即董事長(zhǎng)由非家族成員擔(dān)任)的企業(yè)，投資效率將更加低下。這樣，我們就得到本文的主要假說(shuō)：

假說(shuō)：經(jīng)理人代理對(duì)企業(yè)的投資效率具有負(fù)向的影響。

(三)回歸方程與變量

為了考察經(jīng)理人代理對(duì)投資效率的影響，我們主要控制了四類變量：最終控制人的特征、企業(yè)特征、公司治理方面的變量以及與股票收益率密切相關(guān)的另一個(gè)變量——股價(jià)波動(dòng)率。最終控制人特征包括其年齡、最終學(xué)歷、所擁有的上市公司的所有權(quán)比例和控制上市公司的方式。這些變量主要度量最終控制人對(duì)非家族成員董事長(zhǎng)的監(jiān)督能力和監(jiān)督意愿。結(jié)合我國(guó)上市家族企業(yè)的背景，我們控制的企業(yè)特征主要有資產(chǎn)規(guī)模、杠桿率、是否被特別處理和民營(yíng)化方式。公司治理方面的變量主要包括前三位高管的薪酬、管理層持股比例以及獨(dú)立董事在董事會(huì)中所占比例。另外，我們也控制了年份虛擬變量和企業(yè)所在產(chǎn)業(yè)的虛擬變量*產(chǎn)業(yè)分類以中國(guó)證監(jiān)會(huì)公布的《上市公司行業(yè)分類指引》(2012年修訂版)為標(biāo)準(zhǔn)，制造業(yè)劃分至大類，其余產(chǎn)業(yè)劃分至門類。。這樣，我們就得到了本文的主要回歸方程*我們沒有控制董事長(zhǎng)的個(gè)人特征，比如年齡與學(xué)歷，主要是為了避免多重共線性，因?yàn)槎麻L(zhǎng)年齡與最終控制人年齡的相關(guān)系數(shù)為0.45，而董事長(zhǎng)學(xué)歷與最終控制人學(xué)歷的相關(guān)系數(shù)則高達(dá)0.64。另外，董事長(zhǎng)學(xué)歷的數(shù)據(jù)缺失也很嚴(yán)重，缺失該變量的樣本所占比例高達(dá)45%。：

(1)

其中，return表示“考慮到現(xiàn)金紅利再投資之后的股票收益率”(以下簡(jiǎn)稱“股票回報(bào)率”)。inv表示企業(yè)的投資規(guī)模，等于“購(gòu)建固定資產(chǎn)、無(wú)形資產(chǎn)及其它長(zhǎng)期資產(chǎn)支付的現(xiàn)金”與“投資支付的現(xiàn)金”之和，減去“處置固定資產(chǎn)、無(wú)形資產(chǎn)及其它長(zhǎng)期資產(chǎn)收回的現(xiàn)金凈額”，再除以年初總資產(chǎn)。agency是主要解釋變量經(jīng)理人代理，它是一個(gè)虛擬變量，如果董事長(zhǎng)不是最終控制人的家族成員則取值為1，否則為0。在(1)式中，β2是我們關(guān)注的重點(diǎn)，它衡量了經(jīng)理人代理對(duì)投資效率的影響。根據(jù)前面的解釋，我們預(yù)期該系數(shù)的回歸結(jié)果在統(tǒng)計(jì)上顯著地小于0。

其它方面，asset表示企業(yè)總資產(chǎn)的自然對(duì)數(shù)值，lev是杠桿率；volat表示企業(yè)的股價(jià)波動(dòng)率，為了便于表述，我們對(duì)原數(shù)據(jù)乘以100。ST表示是否特別處理，它也是一個(gè)虛擬變量，如果被特別處理則取值為1，否則為0。ucsvr表示最終控制人所擁有的所有權(quán)比例*該數(shù)據(jù)是國(guó)泰安采用La Porta et al.的方法計(jì)算所得，即首先將實(shí)際控制人在上市公司每一條股權(quán)關(guān)系鏈上每一層中的持股比例相乘，再將各條股權(quán)鏈上的乘積相加[42]。，ucsage是最終控制人的年齡。ucsedu表示最終控制人的最終學(xué)歷，共分為三個(gè)等級(jí)：高中(中專)及以下；大?；虮究?；研究生(碩士或博士)。ucscm表示最終控制人控制上市公司的方式，它是一個(gè)虛擬變量：如果是金字塔式則取值為1，否則(即控制方式為多重持股或直接控制)為0。compen表示高管薪酬，其值為高管前三位薪酬總額的對(duì)數(shù)值；sharepro表示管理層的持股比例；indpct表示獨(dú)立董事在董事會(huì)中所占百分比；primed表示企業(yè)的民營(yíng)化方式，如果是間接上市則取值為1，否則為0。yearind和industryind分別表示年份虛擬變量和產(chǎn)業(yè)虛擬變量。另外，在后面的分析中我們還要用到一個(gè)變量tenure，它表示董事長(zhǎng)已經(jīng)擔(dān)任現(xiàn)職的年數(shù)。

(四)計(jì)量方法

由于主要解釋變量經(jīng)理人代理(agency)在各年份之間的變化很小，所以我們不用面板數(shù)據(jù)方法，而直接采用混合截面數(shù)據(jù)下的OLS方法。在此基礎(chǔ)上，我們采用工具變量的方法(以下簡(jiǎn)稱IV方法)來(lái)消除主要解釋變量?jī)?nèi)生性問題的影響。

三、數(shù)據(jù)

本文所用數(shù)據(jù)來(lái)自三個(gè)方面：股價(jià)波動(dòng)率數(shù)據(jù)來(lái)自RESSET數(shù)據(jù)庫(kù)；董事長(zhǎng)背景、最終控制人年齡與學(xué)歷方面的數(shù)據(jù)由作者手工收集；其余數(shù)據(jù)來(lái)自CSMAR數(shù)據(jù)庫(kù)。數(shù)據(jù)包括2008-2013年間在滬深股市A股上市的家族企業(yè)。

董事長(zhǎng)背景、最終控制人年齡與學(xué)歷方面的數(shù)據(jù)一部分來(lái)自公司的年度報(bào)告，一部分來(lái)自我們?cè)诨ヂ?lián)網(wǎng)上的搜索。網(wǎng)絡(luò)搜索主要通過(guò)百度進(jìn)行。我們輸入最終控制人和董事長(zhǎng)的姓名，并根據(jù)實(shí)際情況先后輸入“關(guān)系”、“夫妻”、“夫婦”、“兄弟”、“姐弟”、“兄妹”、“父子”、“父女”、“母子”、“母女”、“女婿”等關(guān)鍵詞。具體的搜索過(guò)程如下。首先輸入最終控制人和董事長(zhǎng)的姓名以及“關(guān)系”一詞；如果沒有相關(guān)信息，再根據(jù)最終控制人和董事長(zhǎng)的姓氏、性別先后輸入“夫妻”、“兄弟”、“姐弟”、“兄妹”、“父女”、“父子”、“母子”、“母女”、“女婿”等關(guān)鍵詞。在搜索過(guò)程中一旦出現(xiàn)相關(guān)信息，則停止搜索，并跟蹤相關(guān)網(wǎng)頁(yè)了解詳細(xì)情況；否則搜索繼續(xù)進(jìn)行。如果在相關(guān)關(guān)鍵詞的搜索中，連續(xù)向后翻6個(gè)頁(yè)面都沒有相關(guān)信息，則認(rèn)為最終控制人和董事長(zhǎng)之間不存在相應(yīng)的關(guān)系。如果以上關(guān)系都不存在，則認(rèn)為董事長(zhǎng)不是最終控制人的家族成員。對(duì)于最終控制人的年齡和學(xué)歷等方面信息的搜索，也以6個(gè)頁(yè)面為限，如果沒有相關(guān)信息，則認(rèn)為該變量值缺失。

(一)樣本選取和數(shù)據(jù)處理

由于本文涉及某些變量的期初值，因此IPO當(dāng)年的公司被自然淘汰。同時(shí)，董事長(zhǎng)已任現(xiàn)職時(shí)間對(duì)投資行為的影響也是我們重點(diǎn)關(guān)注的一個(gè)問題，這需要我們盡可能延長(zhǎng)企業(yè)在數(shù)據(jù)中的時(shí)間跨度。因此，我們以2009年的家族企業(yè)為基準(zhǔn)，既排除2010-2013年間新上市的家族企業(yè)，也剔除了2007-2013年間企業(yè)性質(zhì)發(fā)生變更的樣本。如果某一年涉及到前后兩任董事長(zhǎng)的更替，我們僅保留任職超過(guò)半年的樣本。最終，我們得到3108個(gè)混合截面數(shù)據(jù)觀測(cè)值。為了剔除極端值的影響，我們對(duì)相關(guān)連續(xù)變量進(jìn)行了參數(shù)為1%的winsorize處理。

(二)描述性統(tǒng)計(jì)

主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)見表1。對(duì)于被解釋變量股票收益率(return)，其均值為0.200，標(biāo)準(zhǔn)差為0.766，最大值為3.034，最小值為-0.769，這說(shuō)明股票收益在企業(yè)之間的差異較大。另外，這也跟2008-2009年間我國(guó)股市的急劇波動(dòng)有關(guān)。對(duì)于主要解釋變量經(jīng)理人代理(agency)，存在代理問題(即董事長(zhǎng)并非由最終控制人的家族成員擔(dān)任)的企業(yè)占30.41%，不存在代理問題的占69.59%，這說(shuō)明在我國(guó)上市家族企業(yè)中，家族外成員擔(dān)任企業(yè)董事長(zhǎng)的比例較低。另外，在2008-2013年間，該比例還呈現(xiàn)出比較微弱的遞減趨勢(shì)。

對(duì)于企業(yè)的其它特征，凈投資占期初總資產(chǎn)的比例(inv)的均值為11.6%，企業(yè)資產(chǎn)規(guī)模的均值為36.1億元，杠桿率均值為49.6%。在這些方面，企業(yè)之間的差異較大。而股價(jià)波動(dòng)率在企業(yè)間的分布則較為集中。就企業(yè)的上市方式來(lái)看，直接上市的占67.2%，間接上市的占32.8%。另外，受到特別處理的企業(yè)所占比例為8.78%。

最終控制人所擁有的所有權(quán)比例(ucsvr)的均值為0.27，標(biāo)準(zhǔn)差為0.163，最大值為0.711，最小值僅0.004，這說(shuō)明我國(guó)大部分上市家族企業(yè)的股權(quán)比較集中，但是也有少數(shù)的企業(yè)股權(quán)很分散。最終控制人控制上市企業(yè)的主要方式是金字塔式，通過(guò)這種方式所控制的企業(yè)占58.43%，而直接控制或通過(guò)多重持股的方式控制的企業(yè)僅占41.57%。關(guān)于最終控制人的個(gè)人特征，其平均年齡為51.5歲，標(biāo)準(zhǔn)差為8.4歲；其學(xué)歷以大專以上為主，大學(xué)專科和本科占48.11%，研究生(碩士和博士)占42.63%，高中及以下僅占9.26%。

公司治理方面，高管持股比例在企業(yè)間的分布較為分散，其均值為11.9%，標(biāo)準(zhǔn)差為19.1%。而高管前三位薪酬總額以及獨(dú)立董事在董事會(huì)中所占比例等變量在企業(yè)間的分布則較為集中。高管前三位薪酬總額的均值為131.1萬(wàn)元，標(biāo)準(zhǔn)差為115.2萬(wàn)元；而獨(dú)立董事在董事會(huì)中所占比例的均值為37.2%，標(biāo)準(zhǔn)差為5.3%。

表1　描述性統(tǒng)計(jì)

四、回歸結(jié)果

在這一部分，我們首先采用OLS方法和IV方法考察經(jīng)理人代理對(duì)投資效率的影響效果，再檢驗(yàn)該實(shí)證結(jié)果的穩(wěn)健性。第五部分考察經(jīng)理人代理影響投資效率的途徑，第六部分考察經(jīng)理人代理問題制約因素的有效性。

(一)經(jīng)理人代理對(duì)投資效率的影響：OLS方法

OLS方法的回歸結(jié)果報(bào)告在表2中。很容易看出，經(jīng)理人代理對(duì)投資效率有顯著的負(fù)向影響。如果家族成員擔(dān)任董事長(zhǎng)，投資水平對(duì)股票回報(bào)率有正向的影響：投資占年初總資產(chǎn)的比例每上升1個(gè)百分點(diǎn)，將導(dǎo)致股票回報(bào)率提高0.164個(gè)百分點(diǎn)。如果董事長(zhǎng)由非家族成員擔(dān)任，投資水平對(duì)股票回報(bào)率的影響則變?yōu)樨?fù)向：投資占年初總資產(chǎn)的比例每上升1個(gè)百分點(diǎn)，將導(dǎo)致股票回報(bào)率降低約0.084個(gè)百分點(diǎn)(0.164-0.248)。這種差異在5%的水平上顯著(模型1)。在控制了最終控制人特征、企業(yè)特征和公司治理方面的變量之后，這一影響在方向和大小上基本沒有變化，僅統(tǒng)計(jì)顯著性減弱，但是仍然在10%的水平上顯著。

其他方面，股價(jià)波動(dòng)率對(duì)股票收益率有顯著的正向影響，這符合經(jīng)濟(jì)學(xué)常識(shí)。與一般公司相比，受到特別處理的企業(yè)的股票收益率更高(大約高出10個(gè)百分點(diǎn))。其他方面的企業(yè)特征變量，比如企業(yè)的資產(chǎn)規(guī)模、杠桿率、民營(yíng)化方式對(duì)股票收益率的影響都不顯著。最終控制人擁有的所有權(quán)比例及其控制上市公司的方式對(duì)股票收益率均無(wú)顯著影響。最終控制人的個(gè)人特征(包括其年齡和學(xué)歷)對(duì)股票收益率的影響也不顯著。在公司治理方面，僅高管薪酬對(duì)股票收益率有顯著影響：高管薪酬每增加1%將導(dǎo)致股票收益率提高3個(gè)百分點(diǎn)，這一效應(yīng)在5%的水平上顯著。而公司治理方面的其他變量，包括高管持股比例和獨(dú)立董事在董事會(huì)中所占比例，對(duì)股票收益率均無(wú)顯著影響*為了節(jié)省篇幅，在表2中，我們沒有報(bào)告primed、ucsage及其平方項(xiàng)、ucsedu、ucscm以及年份和產(chǎn)業(yè)虛擬變量的回歸結(jié)果。。

家族企業(yè)的董事長(zhǎng)人選是多種因素共同影響的結(jié)果。在決定是家族成員擔(dān)任還是外部聘任時(shí)，控制人要考慮諸多因素，其中最主要的就是家族成員和外部候選人的能力以及代理成本的大小。根據(jù)現(xiàn)有的代理理論，非家族成員董事長(zhǎng)的目標(biāo)和控制家族之間并不完全一致，他們可能會(huì)以控股家族和其他股東的利益為代價(jià)，謀取私利?？毓杉易逶诳紤]董事長(zhǎng)人選時(shí)，就必須考慮對(duì)非家族成員董事長(zhǎng)的監(jiān)督和激勵(lì)。顯然，這些因素會(huì)通過(guò)后者的行為影響企業(yè)的投資。在這些因素中，有一部分我們沒有辦法在回歸中加以控制。因此，我們的模型有較強(qiáng)的內(nèi)生性，通過(guò)OLS方法得到的回歸結(jié)果可能是有偏的。

表2　代理問題對(duì)投資效率的影響(OLS方法)

注：括號(hào)中為異方差-穩(wěn)健性標(biāo)準(zhǔn)誤(heteroskedasticity-robust standard error)。*、**、***分別表示在10%、5%和1%的水平上顯著。所有回歸都控制了年份虛擬變量和產(chǎn)業(yè)虛擬變量。后面的各表均與此相同。

(二)代理問題對(duì)投資效率的影響：IV方法

借鑒周小容的方法[43]，我們用虛擬變量“最終控制人是否1956年后出生”作為董事長(zhǎng)背景的工具變量。

4） 成本分析顯示，UV-CWOP方法處理納濾膜濃縮液的成本較高，每噸水的處理成本約為150元，但是相比于蒸發(fā)、回灌等其他物理方法有明顯優(yōu)勢(shì)，可將有毒有害有機(jī)物進(jìn)行徹底的降解，具有一定的推廣應(yīng)用前景。

一般說(shuō)來(lái)，最終控制人在決定是否聘任非家族成員擔(dān)任董事長(zhǎng)的時(shí)候，主要考慮的是能力和代理成本之間的權(quán)衡。如果有能干的家族成員，就不需要從外面聘請(qǐng)董事長(zhǎng)。當(dāng)代中國(guó)正在經(jīng)歷社會(huì)的大轉(zhuǎn)型，傳統(tǒng)家族觀念迅速淡化，控制人能夠信賴的家族成員基本上已經(jīng)縮小至家庭范圍了。控制人的子女?dāng)?shù)量越少，存在能干家族成員的可能性就越小。

在這種情況下，子女的數(shù)量就成了是否聘任非家族成員擔(dān)任董事長(zhǎng)的一個(gè)至關(guān)重要的因素。最終控制人的子女?dāng)?shù)量這一數(shù)據(jù)很難收集，但是由于中國(guó)有計(jì)劃生育政策這一特殊背景，最終控制人的出生年份對(duì)子女?dāng)?shù)量具有重要影響。1981年3月6日，經(jīng)第五屆全國(guó)人民代表大會(huì)常務(wù)委員會(huì)第17次會(huì)議批準(zhǔn)，國(guó)家計(jì)劃生育委員會(huì)設(shè)立。我們將這一年作為獨(dú)生子女政策開始嚴(yán)格執(zhí)行的年份。由于在我們的數(shù)據(jù)中，男性最終控制人所占比例為94.9%，大專以上學(xué)歷占90.74%，所以我們推斷這些最終控制人生育第一胎孩子的平均年齡大致在23歲左右。再假設(shè)兩胎之間的間隔時(shí)間為兩年，那么由于獨(dú)生子女政策的實(shí)施，1956年之后出生的人將很可能只有一個(gè)孩子。另一方面，由于傳統(tǒng)文化和“養(yǎng)兒防老”等因素的影響，我們預(yù)計(jì)在1956年之前出生的人基本上都不會(huì)少于兩個(gè)孩子。因此，我們定義虛擬變量“最終控制人是否1956年后出生”(用onechild表示)。其取值如下：如果企業(yè)的最終控制人晚于1956年出生，那么onechild=1；否則onechild=0。根據(jù)前面的分析，我們預(yù)計(jì)該變量與企業(yè)是否聘任非家族成員董事長(zhǎng)正相關(guān)。另外，考慮到最終控制人的年齡本身也可能對(duì)企業(yè)的投資行為產(chǎn)生影響，所以在模型中我們?nèi)匀粚?duì)這一變量進(jìn)行了控制。這樣，工具變量onechild的影響就僅僅代表了控制人子女?dāng)?shù)量的影響，而不是年齡本身的影響，它與企業(yè)的投資效率也就不再有其它渠道的關(guān)系。

下面，我們使用兩階段最小二乘法來(lái)估計(jì)工具變量模型。由于模型中涉及內(nèi)生解釋變量和其他控制變量的交叉項(xiàng)，所以我們先在第一階段的回歸中計(jì)算董事長(zhǎng)是否為最終控制人的家族成員的估計(jì)值，然后將該值代入交叉項(xiàng)，算得相應(yīng)的估計(jì)值，再利用這些估計(jì)值和其他控制變量一起進(jìn)行第二階段的回歸。

表3中的回歸1報(bào)告了第一階段的回歸結(jié)果。很容易看出，工具變量onechild與內(nèi)生解釋變量agency之間存在顯著的正相關(guān)關(guān)系：如果onechild=1，那么平均說(shuō)來(lái)該家族企業(yè)聘任非家族成員董事長(zhǎng)的可能性將增加13.6個(gè)百分點(diǎn)，這一結(jié)果即使在1%的水平上也是顯著的。另一方面，這些變量解釋了經(jīng)理人代理(agency)23%左右的變異，該模型的F值也達(dá)到了12.603，因此，工具變量相關(guān)性偏弱的疑慮可以排除*對(duì)工具變量相關(guān)性的判斷，我們參考了Stock & Watson[44]，P439-441.。

另外，最終控制人的學(xué)歷、擁有的所有權(quán)比例、控制上市公司的方式，以及企業(yè)的上市方式、管理層持股比例等變量都與董事長(zhǎng)是否為最終控制人家族成員顯著相關(guān)。這些都是比較符合直觀的結(jié)果*由于篇幅限制，一些變量的回歸結(jié)果未予報(bào)告。。

表3中的回歸2報(bào)告了第二階段的回歸結(jié)果。與OLS模型相比，經(jīng)理人代理對(duì)投資效率的影響在IV模型中仍然為負(fù)，但是影響力度和統(tǒng)計(jì)顯著性都明顯增加。對(duì)于家族成員擔(dān)任董事長(zhǎng)的企業(yè)，投資水平對(duì)股票回報(bào)率有正向的影響：投資占年初總資產(chǎn)的比例每上升1個(gè)百分點(diǎn)，將導(dǎo)致股票回報(bào)率增加0.251個(gè)百分點(diǎn)。如果非家族成員擔(dān)任董事長(zhǎng)，投資水平對(duì)股票回報(bào)率的影響變?yōu)樨?fù)向的：投資占年初總資產(chǎn)的比例每上升1個(gè)百分點(diǎn)，將導(dǎo)致股票回報(bào)率降低約0.323個(gè)百分點(diǎn)(0.574-0.251)。這種差異在1%的水平上顯著。

其他方面，股價(jià)波動(dòng)率、是否受到特別處理和高管薪酬等變量對(duì)股票收益率仍然有顯著的正向影響；最終控制人控制上市公司的方式對(duì)股票收益率有負(fù)向影響，并且這一影響在10%的水平上顯著。企業(yè)特征方面的其它變量、最終控制人的個(gè)人特征變量和公司治理方面的變量對(duì)股票收益率均無(wú)顯著影響。

(三)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

我們從三個(gè)方面來(lái)檢驗(yàn)主要結(jié)論的穩(wěn)健性：剔除董事長(zhǎng)擔(dān)任現(xiàn)職不足1年(tenure<1)的樣本、剔除2008年的樣本，以及在第一階段回歸中使用Probit模型。

在我們的數(shù)據(jù)中，有744個(gè)樣本的董事長(zhǎng)是當(dāng)年任職的，占總樣本的24.1%。這些董事長(zhǎng)行使職權(quán)不足一年，對(duì)相應(yīng)年度的投資僅有部分影響。同時(shí)，投資具有粘性，當(dāng)期投資受上期投資的影響很大，而且投資從決策到實(shí)施也有一個(gè)過(guò)程，在涉及董事長(zhǎng)更替的年份，當(dāng)期的投資很可能是上任董事長(zhǎng)決策的結(jié)果。為了排除這些影響，我們剔除董事長(zhǎng)擔(dān)任現(xiàn)職不足1年的樣本，以對(duì)前面回歸結(jié)果的穩(wěn)健性進(jìn)行檢驗(yàn)。IV方法的第二階段回歸結(jié)果報(bào)告在表3的第3列。

同時(shí)，考慮到2008年中國(guó)股市急劇下跌，在恐慌性拋售中股票價(jià)格的變化可能與公司基本面的相關(guān)性不大。為了消除這種影響，我們剔除了2008年的數(shù)據(jù)，IV方法的第二階段回歸結(jié)果報(bào)告在表3的第4列。

表3　代理問題對(duì)投資效率的影響(IV方法)

另外，在前面的IV模型中，我們?cè)诘谝浑A段回歸中使用了線性模型。由于第一階段回歸的被解釋變量agency是一個(gè)0-1變量，使用線性模型存在一定的不足，所以在這里我們使用對(duì)0-1被解釋變量更為合適的probit模型來(lái)進(jìn)行第一階段的回歸，在得到相應(yīng)的被解釋變量估計(jì)值之后，將其代入兩個(gè)交叉項(xiàng)，再與其他解釋變量一起進(jìn)行第二階段的回歸?；貧w結(jié)果報(bào)告在表3中的最后兩列。其中，回歸5是第一階段的回歸結(jié)果，回歸6是第二階段的回歸結(jié)果。

通過(guò)與表3中回歸2的比較可以看出，經(jīng)過(guò)以上三種方法的穩(wěn)健性檢驗(yàn)，前面的主要結(jié)論仍然保持不變，經(jīng)理人代理對(duì)投資效率仍然具有顯著的負(fù)向影響。同時(shí)，股價(jià)波動(dòng)率、是否受到特別處理和高管薪酬這三個(gè)變量變量對(duì)股票收益率仍然有顯著的正向影響，而企業(yè)規(guī)模、最終控制人個(gè)人特征、公司治理方面的其他變量對(duì)股票收益率的影響仍然不顯著。唯一的變化是，最終控制人控制上市公司的方式對(duì)股票收益率的影響不再顯著。

由于OLS模型、IV模型以及穩(wěn)健性檢驗(yàn)對(duì)主要解釋變量的回歸結(jié)果基本相同，所以我們可以得出結(jié)論：經(jīng)理人代理對(duì)企業(yè)的投資效率確實(shí)具有顯著的負(fù)向影響。

五、經(jīng)理人代理對(duì)投資效率的影響途徑

對(duì)于經(jīng)理人代理對(duì)投資效率具有負(fù)向影響這一結(jié)果，我們可以做出不同的解釋。比如，Jensen和Bertrand等都能解釋這一現(xiàn)象[1，3]，但是他們背后的邏輯卻大相徑庭。為了對(duì)中國(guó)家族企業(yè)中的經(jīng)理人代理與投資效率之間的關(guān)系有更加深入的理解，我們需要進(jìn)一步去識(shí)別它們之間的影響途徑。

由于投資效率由企業(yè)的投資行為所決定，因此代理問題對(duì)投資效率的影響也是通過(guò)影響投資行為來(lái)實(shí)現(xiàn)的。投資行為有兩個(gè)維度：一是投資的規(guī)模，二是投資的方式。下面我們就從這兩個(gè)方面來(lái)考察經(jīng)理人代理對(duì)投資效率的影響。

回歸仍然采用IV方法，第二階段的回歸結(jié)果報(bào)告在表4中。其中，回歸1-4反映了對(duì)于投資規(guī)模上表現(xiàn)出不同模式的企業(yè)，經(jīng)理人代理對(duì)投資效率的影響；回歸5和回歸6反映了投資方式對(duì)投資效率的影響。

(一)投資規(guī)模與投資效率

為了考察經(jīng)理人代理通過(guò)影響投資規(guī)模而對(duì)投資效率的影響，我們參照Richardson的方法，根據(jù)企業(yè)的資產(chǎn)規(guī)模、資產(chǎn)負(fù)債率、業(yè)務(wù)增長(zhǎng)速度、盈利能力等方面的指標(biāo)，計(jì)算出期望投資規(guī)模和回歸殘差(即實(shí)際投資規(guī)模與期望投資規(guī)模之差)[7]。如果殘差大于零，那么該企業(yè)就存在“過(guò)度投資”；如果殘差小于零，那么該企業(yè)就存在“投資不足”。在此基礎(chǔ)上，我們?cè)俜謩e考察對(duì)于這兩種不同類別的企業(yè)，經(jīng)理人代理對(duì)投資效率的影響。

表4　投資規(guī)模、投資方式與投資效率

在表4中，回歸1針對(duì)“過(guò)度投資”組，回歸2針對(duì)“投資不足”組。而回歸3和回歸4則分別針對(duì)剔除董事長(zhǎng)擔(dān)任現(xiàn)職不足1年(tenure<1)的樣本之后的“過(guò)度投資”組和“投資不足”組。很容易看出，對(duì)于“投資不足”組別，經(jīng)理人代理對(duì)投資效率的影響不顯著；而對(duì)于“過(guò)度投資”組別，經(jīng)理人代理對(duì)投資效率則具有顯著的負(fù)向影響。因此，雖然經(jīng)理人代理在總體上對(duì)投資效率有顯著的負(fù)向影響，但是對(duì)于不同的企業(yè)，經(jīng)理人代理的影響是不同的——它僅存在于“過(guò)度投資”的情況下。

在另一篇論文中，我們使用與本文相同的數(shù)據(jù)，結(jié)果發(fā)現(xiàn)：與家族成員擔(dān)任董事長(zhǎng)的企業(yè)相比，非家族成員擔(dān)任董事長(zhǎng)對(duì)企業(yè)的投資規(guī)模有顯著的負(fù)向影響，并且這種影響僅僅對(duì)“投資過(guò)度”企業(yè)組成立，對(duì)于“投資不足”的組別，經(jīng)理人代理對(duì)投資規(guī)模的影響并不顯著[45]。

將這兩個(gè)結(jié)果結(jié)合起來(lái)，我們就發(fā)現(xiàn)不論是Jensen的理論，還是Bertrand等的理論，都難以同時(shí)解釋我們所得到的回歸結(jié)果。如果Jensen的理論在這里成立，那么就會(huì)出現(xiàn)經(jīng)理人代理一方面對(duì)投資規(guī)模有正向影響，另一方面對(duì)投資效率有負(fù)向影響，但是我們的回歸結(jié)果卻是在前一方面，經(jīng)理人代理的影響方向與Jensen的推斷剛好相反。在這方面，Bertrand等的理論和我們的回歸結(jié)果是一致的。但是，Bertrand等的理論卻存在另外一個(gè)問題。如果它真的在這里成立，那么經(jīng)理人代理的影響就不但對(duì)“過(guò)度投資”組別成立，對(duì)于“投資不足”組別它也應(yīng)該成立。但是根據(jù)我們的回歸結(jié)果，它卻僅對(duì)前一組別成立，而對(duì)后一組別并不成立。因?yàn)槲覀兒茈y相信只有“投資過(guò)度”組別的代理人董事長(zhǎng)才會(huì)偷懶，而“投資不足”組別的卻不會(huì)。同時(shí)，在我國(guó)現(xiàn)階段“贏者通吃”、市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)殘酷的背景下，家族企業(yè)高管“偷懶”的情況基本是可以排除的。

因此，經(jīng)理人代理對(duì)投資效率的影響是通過(guò)其它渠道實(shí)現(xiàn)的。

(二)投資方式與投資效率

一些文獻(xiàn)表明，與委托人高管相比，作為代理人的高管更傾向于投資于一些非核心產(chǎn)業(yè)，而為了進(jìn)入這些產(chǎn)業(yè)，并購(gòu)比企業(yè)投資自建更為方便，因此對(duì)于存在經(jīng)理人代理問題的企業(yè)，很容易出現(xiàn)并購(gòu)式的過(guò)度投資[46-48]。這意味著對(duì)于投資效率，經(jīng)理人代理還可以通過(guò)對(duì)投資方式的選擇來(lái)產(chǎn)生影響。

作為對(duì)投資方式的度量，我們定義了一個(gè)新變量“并購(gòu)-自建比”(acqcapexratio)，它等于企業(yè)的并購(gòu)支出與自建投資支出之比，我們用“投資支付的現(xiàn)金”與“購(gòu)建固定資產(chǎn)、無(wú)形資產(chǎn)及其它長(zhǎng)期資產(chǎn)支付的現(xiàn)金”的比值來(lái)衡量*在我們的數(shù)據(jù)中，經(jīng)過(guò)參數(shù)為1%的winsorize處理之后，acqcapexratio的均值為4.741，標(biāo)準(zhǔn)差為21.566。。通過(guò)控制“并購(gòu)-自建比”與投資水平的交叉項(xiàng)，我們可以考察投資方式對(duì)投資效率的影響。

從回歸結(jié)果(表4的回歸5)來(lái)看，投資方式對(duì)投資效率有著顯著的影響，“并購(gòu)-自建比”越高，投資效率就越低：對(duì)于1個(gè)百分點(diǎn)的投資規(guī)模增加，如果“并購(gòu)-自建比”提高100%，將導(dǎo)致股票回報(bào)率降低0.2個(gè)百分點(diǎn)，這一影響在1%的水平上顯著。即使我們剔除董事長(zhǎng)擔(dān)任現(xiàn)職不足1年(tenure<1)的樣本，該結(jié)論仍然成立(回歸6)。但是，根據(jù)本文作者在另一篇論文中的分析，與家族成員擔(dān)任董事長(zhǎng)相比，非家族成員擔(dān)任董事長(zhǎng)對(duì)企業(yè)的“并購(gòu)-自建比”有顯著的負(fù)向影響[45]。將這一結(jié)果與表4結(jié)合起來(lái)，我們發(fā)現(xiàn)雖然經(jīng)理人代理通過(guò)投資方式這一途徑的確對(duì)投資效率產(chǎn)生了影響，但是這種影響是正向的，而不是負(fù)向的。因此，投資方式也不是經(jīng)理人代理對(duì)投資效率產(chǎn)生負(fù)面影響的主要途徑。

(三)是能力差異還是道德風(fēng)險(xiǎn)？

在排除掉前面兩種途徑之后，我們來(lái)考察另外一種可能：經(jīng)理人代理之所以會(huì)對(duì)投資效率產(chǎn)生負(fù)向影響，是由于與家族成員董事長(zhǎng)相比，非家族企業(yè)董事長(zhǎng)在能力上普遍更弱?？紤]到絕大部分家族成員董事長(zhǎng)都是企業(yè)的創(chuàng)始人這一現(xiàn)實(shí)，這個(gè)解釋看起來(lái)很有吸引力。

我們的數(shù)據(jù)中沒有直接反映董事長(zhǎng)能力的指標(biāo)*不使用董事長(zhǎng)的年齡和學(xué)歷的原因見94頁(yè)的注釋②。。一般說(shuō)來(lái)，企業(yè)高管的能力與他擔(dān)任當(dāng)前職務(wù)的時(shí)間有關(guān)系。任職時(shí)間越長(zhǎng)，經(jīng)驗(yàn)就越豐富，社會(huì)資本的積累就越多，在企業(yè)內(nèi)部的威信就越高，其“能力”也就越強(qiáng)。如果能力差異是經(jīng)理人代理影響企業(yè)投資效率的主要原因，那么在給定董事長(zhǎng)類型(即是否為代理人)的情況下，投資效率將隨董事長(zhǎng)擔(dān)任當(dāng)前職務(wù)的時(shí)間的增加而增加。為了考察這種可能，我們控制了董事長(zhǎng)擔(dān)任當(dāng)前職務(wù)的時(shí)間與投資水平的交叉項(xiàng)，回歸結(jié)果報(bào)告在表5中，其中回歸1和回歸2針對(duì)家族成員擔(dān)任董事長(zhǎng)的企業(yè)，回歸3和回歸4針對(duì)非家族成員擔(dān)任董事長(zhǎng)的企業(yè)。被解釋變量都是股票回報(bào)率。

表5　董事長(zhǎng)擔(dān)任當(dāng)前職務(wù)的時(shí)間對(duì)投資效率的影響

回歸結(jié)果表明，董事長(zhǎng)擔(dān)任當(dāng)前職務(wù)的時(shí)間對(duì)投資效率并沒有顯著的正向影響。不論是對(duì)家族成員擔(dān)任董事長(zhǎng)的企業(yè)，還是對(duì)非家族成員擔(dān)任董事長(zhǎng)的企業(yè)，這一點(diǎn)都是成立的。這說(shuō)明在現(xiàn)階段，能力(至少在我們的數(shù)據(jù)所涵蓋的范圍內(nèi))對(duì)投資效率的影響并不明顯。因此，我們可以拒絕兩類董事長(zhǎng)對(duì)投資效率的不同影響來(lái)自于他們?cè)谀芰ι系南到y(tǒng)性差異這一假說(shuō)。

另外，如果經(jīng)理人代理影響投資效率的主要原因在于兩類董事長(zhǎng)的能力差異，那么不論是對(duì)于“過(guò)度投資”的企業(yè)，還是“投資不足”的企業(yè)，代理問題的影響都應(yīng)該有相同的表現(xiàn)，因?yàn)槲覀儧]有理由認(rèn)為兩類董事長(zhǎng)的能力差異在一個(gè)組別存在，而在另一個(gè)組別卻不存在。但是根據(jù)表4的回歸結(jié)果來(lái)看，這一點(diǎn)也不成立。這也從另一個(gè)角度說(shuō)明，經(jīng)理人代理對(duì)投資效率的負(fù)向影響并非來(lái)自于兩類董事長(zhǎng)在能力上的系統(tǒng)性差異。

當(dāng)然，這里還有另外一種可能：兩類董事長(zhǎng)的能力差異確實(shí)是經(jīng)理人代理影響投資效率的主要原因，而且董事長(zhǎng)的能力確實(shí)隨著其擔(dān)任現(xiàn)職的時(shí)間積累而增加，但是在這些代理人董事長(zhǎng)身上，存在很嚴(yán)重的道德風(fēng)險(xiǎn)(擴(kuò)大投資的沖動(dòng)或者偷懶)，其能力增加一方面對(duì)投資效率產(chǎn)生直接的正向影響，但是另一方面也將提高他們謀取私利的能力，這又會(huì)導(dǎo)致投資扭曲增大，從而對(duì)投資效率產(chǎn)生更加嚴(yán)重的損害。由于這兩種影響方向相反，互相抵消以后就可能表現(xiàn)為表5中的結(jié)果——董事長(zhǎng)擔(dān)任現(xiàn)職的時(shí)間對(duì)投資效率沒有顯著影響。但是從表5的結(jié)果來(lái)看，這種可能性也是不成立的。因?yàn)檫@種抵消只會(huì)存在于代理人擔(dān)任董事長(zhǎng)的企業(yè)，而對(duì)于家族成員擔(dān)任董事長(zhǎng)的企業(yè)，董事長(zhǎng)擔(dān)任現(xiàn)職的時(shí)間對(duì)投資效率只有正向影響，但是從表5的回歸1和回歸2來(lái)看，這一點(diǎn)并不成立。因此，對(duì)表5的回歸結(jié)果的合理解讀便是：兩類董事長(zhǎng)的能力差異并非經(jīng)理人代理影響投資效率的主要原因。

(四)一個(gè)可能的解釋

在排除了能力差異之后，我們只得回頭再來(lái)看道德風(fēng)險(xiǎn)。但是根據(jù)前面的分析，這種道德風(fēng)險(xiǎn)既不是Jensen所說(shuō)的過(guò)度投資，也不是Bertrand等所說(shuō)的偷懶。那么它到底是代理人董事長(zhǎng)的哪種行為傾向呢？

我們認(rèn)為，這種行為傾向很可能是代理人董事長(zhǎng)在投資項(xiàng)目選擇上的過(guò)度的風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避——與家族成員董事長(zhǎng)相比，非家族成員董事長(zhǎng)在投資上更為保守，他們更加傾向選擇那些低風(fēng)險(xiǎn)的常規(guī)性投資項(xiàng)目。這種行為產(chǎn)生了兩個(gè)結(jié)果：一是與那些“進(jìn)取”型家族成員董事長(zhǎng)相比，他們的投資規(guī)模更低；另一方面，由于項(xiàng)目的風(fēng)險(xiǎn)與收益正相關(guān)，對(duì)企業(yè)來(lái)說(shuō)有一個(gè)最優(yōu)的風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平，因此對(duì)風(fēng)險(xiǎn)的過(guò)度規(guī)避必定會(huì)產(chǎn)生投資效率上的損失，并由此影響股價(jià)，導(dǎo)致其股票收益率更低。

在前面的回歸中，雖然我們控制了股價(jià)波動(dòng)率，但是股價(jià)波動(dòng)率和投資項(xiàng)目的風(fēng)險(xiǎn)水平并不相同。前者可能更多地受國(guó)家政策、企業(yè)信息披露、市場(chǎng)形勢(shì)和股市情緒等因素的影響；而投資項(xiàng)目的風(fēng)險(xiǎn)則隨著項(xiàng)目本身的進(jìn)展而反映在股票價(jià)格上*其實(shí)，兩類企業(yè)在股價(jià)波動(dòng)率上并無(wú)顯著差異，對(duì)于代理人擔(dān)任董事長(zhǎng)的企業(yè)組，股價(jià)波動(dòng)率的均值為3.031，標(biāo)準(zhǔn)差為0.828；對(duì)于家族成員人董事長(zhǎng)的企業(yè)組，股價(jià)波動(dòng)率的均值為3.021，標(biāo)準(zhǔn)差為0.793。當(dāng)我們控制volat和agency的交叉項(xiàng)之后，發(fā)現(xiàn)agency對(duì)股價(jià)波動(dòng)率和股票收益率之間的關(guān)系并無(wú)顯著影響。。

由于我們沒有企業(yè)投資項(xiàng)目的風(fēng)險(xiǎn)方面的數(shù)據(jù)，所以不能對(duì)這個(gè)猜測(cè)進(jìn)行直接的驗(yàn)證。

六、代理問題制約因素的有效性

不論是在外部市場(chǎng)還是在公司內(nèi)部，都有很多制度設(shè)計(jì)專門用于抑制代理人高管的道德風(fēng)險(xiǎn)。那么，這些制約因素對(duì)于抑制道德風(fēng)險(xiǎn)、提高投資效率的效果到底如何呢？

下面，我們主要考察三類變量對(duì)代理人董事長(zhǎng)道德風(fēng)險(xiǎn)的抑制效果。第一類變量是公司的外部壓力，用企業(yè)是否受到特別處理(ST)來(lái)衡量。特別處理對(duì)上市公司具有比較大的壓力，這種壓力可能會(huì)影響代理人高管的行為。因此對(duì)于那些存在經(jīng)理人代理問題的企業(yè)，我們預(yù)計(jì)受到特別處理對(duì)投資效率有正向的影響。第二類變量是最終控制人對(duì)代理人的監(jiān)督意愿和監(jiān)督能力，我們分別用最終控制人擁有的所有權(quán)比例和最終控制人控制上市公司的方式來(lái)衡量。一般說(shuō)來(lái)，最終控制人擁有的所有權(quán)比例越高，企業(yè)的投資效率對(duì)他的影響就越大，他對(duì)代理人進(jìn)行監(jiān)管的意愿就越強(qiáng)。所以我們預(yù)計(jì)對(duì)于那些存在經(jīng)理人代理問題的企業(yè)，最終控制人擁有的所有權(quán)比例對(duì)投資效率有正向的影響。同時(shí)，監(jiān)督的效果也與監(jiān)督能力有關(guān)。最終控制人對(duì)上市公司有三種控制方式：直接控制、多重持股和金字塔式控制，一般說(shuō)來(lái)，與直接控制和多重持股相比，在金字塔式控制下最終控制人所控制的企業(yè)更多，他們對(duì)上市公司代理人的監(jiān)督在時(shí)間和精力上的投入就可能更少，這將導(dǎo)致更低的投資效率。我們控制的第三類變量是公司治理方面的其他變量：高管薪酬、高管持股比例以及獨(dú)立董事在董事會(huì)中所占比例。根據(jù)相關(guān)理論，高管的薪酬水平及其持股比例越高，對(duì)代理人的激勵(lì)就越強(qiáng)，投資上的扭曲就越小，投資效率就越高；獨(dú)立董事在董事會(huì)中所占比例越高，對(duì)代理人的道德風(fēng)險(xiǎn)的抑制就越強(qiáng)，投資上的扭曲就越小，投資效率就越高。這樣，對(duì)于agercy=1的企業(yè)，我們就有如下的回歸方程：

returni,t=α+β1invi,t+β2asseti,t+β3levi,t+β4volati,t+β5STi,t×invi,t+β6ucsvri,t×invit+β7ucscmi,t×invi,t+β8compeni,t×invi,t+β9shareproi,t×invi,t+β10indpcti,t×invi,t+β11primedi,t+∑yearind+∑industryind+εi,t

(2)

(2)式的回歸結(jié)果反映在表6中，其中回歸1-6針對(duì)所有存在經(jīng)理人代理問題的企業(yè)，回歸7剔除了董事長(zhǎng)擔(dān)任現(xiàn)職不滿1年的企業(yè)，所有模型的被解釋變量皆為股票回報(bào)率。

這7個(gè)回歸的結(jié)論是一致的。首先，受到特別處理(ST)對(duì)代理人董事長(zhǎng)的道德風(fēng)險(xiǎn)有顯著的抑制作用。反映在投資效率上，與沒有受到特別處理的企業(yè)相比，受到特別處理的企業(yè)的投資效率(以投資占年初總資產(chǎn)的比例提高一個(gè)百分點(diǎn)所導(dǎo)致的股票回報(bào)率提高的百分點(diǎn)表示)高出0.30個(gè)百分點(diǎn)，這一效應(yīng)在10%的水平上顯著(回歸6)，如果剔除董事長(zhǎng)擔(dān)任現(xiàn)職不滿1年的企業(yè)，該效應(yīng)的統(tǒng)計(jì)顯著性提高(回歸7)。其次，最終控制人擁有的所有權(quán)比例對(duì)代理人董事長(zhǎng)的道德風(fēng)險(xiǎn)也有顯著的抑制作用：最終控制人所擁有的所有權(quán)比例提高1個(gè)百分點(diǎn)，企業(yè)的投資效率將提高1.16個(gè)百分點(diǎn)，這一效應(yīng)在5%的水平上顯著(回歸6)，在剔除董事長(zhǎng)擔(dān)任現(xiàn)職不滿1年的企業(yè)之后，該效應(yīng)的統(tǒng)計(jì)顯著性有所下降，但是仍然在10%的水平上顯著(回歸7)。最后，最終控制人控制上市企業(yè)的方式、以及高管薪酬、高管持股比例和獨(dú)立董事在董事會(huì)中所占比例這三個(gè)公司治理方面的變量對(duì)代理人董事長(zhǎng)的道德風(fēng)險(xiǎn)都沒有顯著的抑制作用。

這意味著，在約束代理人董事長(zhǎng)的道德風(fēng)險(xiǎn)方面，外部的硬性約束(比如ST制度)和最終控制人的個(gè)人意愿是關(guān)鍵因素，而公司治理方面的制度設(shè)計(jì)并沒有實(shí)質(zhì)性的作用。公司治理方面的制度安排之所以失效，與這些制度安排本身的現(xiàn)實(shí)情況有關(guān)。首先，高管持股比例太低，對(duì)代理人董事長(zhǎng)的激勵(lì)強(qiáng)度不足。根據(jù)我們的數(shù)據(jù)，在代理人擔(dān)任董事長(zhǎng)的所有企業(yè)中，高管持股比例的均值僅為2.8%，與最終控制人擁有的所有權(quán)比例26.6%的均值相比，前者太小，并且這一比例還是所有高管的持股比例之和，代理人董事長(zhǎng)個(gè)人所持股份的比例比這個(gè)更低，不足以對(duì)其形成有效的激勵(lì)。在股票薪酬所占比例很低的情況下，薪酬水平本身僅在“效率工資”的意義上對(duì)代理人有激勵(lì)作用。在這種情況下，薪酬水平提高可以在一定程度上抑制代理人的偷懶和過(guò)度投資等方面的行為，但是在風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)上，其影響方向是不確定的。它既可能使代理人更為激進(jìn)，也可能使其變得保守，取決于公司所面臨的具體情況。最后，在最終控制人對(duì)企業(yè)擁有壓倒性影響力的情況下，獨(dú)立董事的作用受到抑制，也不足以對(duì)代理人董事長(zhǎng)的道德風(fēng)險(xiǎn)形成有效的制約。

表6　代理問題制約因素的有效性

七、結(jié)論

根據(jù)前面的分析，我們可以得出以下幾個(gè)結(jié)論：(1)總體上說(shuō)，與家族成員擔(dān)任董事長(zhǎng)相比，非家族成員擔(dān)任董事長(zhǎng)對(duì)中國(guó)上市家族企業(yè)的投資效率具有顯著的負(fù)向影響；(2)這種效應(yīng)并不是普遍存在的，它主要發(fā)生在實(shí)際投資規(guī)模超過(guò)預(yù)期水平的企業(yè)，對(duì)于實(shí)際投資規(guī)模低于預(yù)期水平的企業(yè)，這種效應(yīng)并不顯著；(3)導(dǎo)致這種效應(yīng)的主要原因是非家族成員董事長(zhǎng)的道德風(fēng)險(xiǎn)，而不是兩類董事長(zhǎng)(非家族成員董事長(zhǎng)和家族成員董事長(zhǎng))在個(gè)人能力上的系統(tǒng)性差異；(4)這種道德風(fēng)險(xiǎn)既不是Jensen所說(shuō)的過(guò)度投資，也不是Bertrand等所說(shuō)的偷懶，它更可能是非家族成員董事長(zhǎng)的過(guò)度風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避，這種傾向?qū)е铝送顿Y規(guī)模的扭曲和投資效率的損失；(5)對(duì)于代理人董事長(zhǎng)的道德風(fēng)險(xiǎn)，外部壓力和最終控制人的個(gè)人意愿是關(guān)鍵的制約因素，而公司治理方面的制度安排并無(wú)明顯的效果。

在另一篇論文中，我們利用與本文相同的數(shù)據(jù)，采用Richardson的方法，發(fā)現(xiàn)經(jīng)理人代理對(duì)企業(yè)的“過(guò)度投資”具有顯著的抑制作用[45]。但是根據(jù)本文的實(shí)證結(jié)果，經(jīng)理人代理對(duì)企業(yè)的投資效率具有顯著的負(fù)向影響。由于這兩篇文章所采用的數(shù)據(jù)和計(jì)量方法都基本相同，所以，如果將Richardson意義上的“過(guò)度投資”解釋為投資效率的低下，那么這兩個(gè)結(jié)論之間就會(huì)出現(xiàn)沖突。這說(shuō)明我們?cè)诳疾焱顿Y效率時(shí)，對(duì)衡量指標(biāo)的選擇和對(duì)回歸結(jié)果的解釋要倍加謹(jǐn)慎。

當(dāng)前，我國(guó)的很多家族企業(yè)都面臨著雙重轉(zhuǎn)型的挑戰(zhàn)。一方面，我國(guó)許多產(chǎn)業(yè)都存在著產(chǎn)能過(guò)剩、創(chuàng)新能力不足、產(chǎn)品附加值低下的問題，在這些行業(yè)中，家族企業(yè)一般都占有很大的比例。要突破困境，這些家族企業(yè)必須進(jìn)行相應(yīng)的轉(zhuǎn)型升級(jí)。而在轉(zhuǎn)型升級(jí)的過(guò)程中，企業(yè)需要進(jìn)行產(chǎn)品結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)換、供銷體系的調(diào)整、研發(fā)投入的增加，以及內(nèi)部組織結(jié)構(gòu)的重組，這些調(diào)整必然使企業(yè)所面臨的風(fēng)險(xiǎn)急劇增加。這就意味著，在新的市場(chǎng)環(huán)境下，家族企業(yè)的領(lǐng)導(dǎo)人必須要有足夠的風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)能力和意愿。而另一方面，我國(guó)相當(dāng)一批企業(yè)的創(chuàng)始人年齡已大，而家族內(nèi)部又難以找到合適的繼任者，因此，引入職業(yè)經(jīng)理人就成了這些企業(yè)的必然選擇。根據(jù)本文的研究結(jié)果，與家族成員董事長(zhǎng)相比，我國(guó)家族企業(yè)中的非家族成員董事長(zhǎng)在投資方面有過(guò)度規(guī)避風(fēng)險(xiǎn)的傾向。在轉(zhuǎn)型升級(jí)的過(guò)程中，這種保守行為必將對(duì)企業(yè)帶來(lái)嚴(yán)重的阻礙。在這種情況下，如何有效地激勵(lì)職業(yè)經(jīng)歷人，使他們既能努力工作，又敢于承擔(dān)必要的風(fēng)險(xiǎn)，就成了這些家族企業(yè)的重要課題。

最后，我們簡(jiǎn)要討論一下如何抑制代理人董事長(zhǎng)的過(guò)度保守傾向。一個(gè)值得借鑒的辦法是增加對(duì)他們所授予的股票期權(quán)。由于股票期權(quán)的收益是股價(jià)表現(xiàn)的凸函數(shù)，這將提高代理人董事長(zhǎng)的風(fēng)險(xiǎn)喜好程度。另一方面，股票期權(quán)的執(zhí)行日期一般都距離授予日期較遠(yuǎn)，這可以抑制代理人的急功近利傾向。由于經(jīng)理人代理是我國(guó)很多企業(yè)都必須面對(duì)的現(xiàn)實(shí)問題，因此這方面的解決辦法值得深入研究。

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責(zé)任編輯、校對(duì)：李再揚(yáng)

收稿日期：2015-12-21

基金項(xiàng)目：教育部人文社會(huì)科學(xué)研究青年基金項(xiàng)目“代理成本、外部聯(lián)系與家族企業(yè)轉(zhuǎn)型”(批準(zhǔn)號(hào)：12YJC790205)。

作者簡(jiǎn)介：吳應(yīng)軍(1975-)，四川省巴中市人，西南財(cái)經(jīng)大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院副教授，研究方向: 企業(yè)理論和產(chǎn)業(yè)組織。

文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A

文章編號(hào)：1002-2848-2016(03)-0091-15

感謝馮旭南的評(píng)論。