管理者權(quán)力、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)與企業(yè)投資同群效應

張敦力　江新峰

(中南財經(jīng)政法大學 會計學院，湖北 武漢 430073)

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管理者權(quán)力、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)與企業(yè)投資同群效應

張敦力江新峰

(中南財經(jīng)政法大學 會計學院，湖北 武漢 430073)

基于對管理者權(quán)力相關(guān)理論的探討，本文研究了管理者權(quán)力如何影響企業(yè)投資的同群效應，并考察這一影響在不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)企業(yè)中的差異。研究結(jié)果表明，管理者權(quán)力對企業(yè)投資同群效應具有抑制作用，管理者權(quán)力越大，企業(yè)在進行投資決策時會越少考慮行業(yè)中其他企業(yè)的投資決策。但是這種影響在不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的企業(yè)中表現(xiàn)不同，在非國有企業(yè)中，上述影響更加明顯。本文從企業(yè)投資同群效應的視角探討了管理者權(quán)力在企業(yè)決策中發(fā)揮的作用，為管理者權(quán)力的薪酬控制理論、風險偏好理論提供了經(jīng)驗證據(jù)。

管理者權(quán)力；產(chǎn)權(quán)性質(zhì)；企業(yè)投資；同群效應

一、引言

投資決策不僅影響企業(yè)的市場價值，而且會影響整個社會經(jīng)濟運行，因此歷來受到學者關(guān)注。前期研究多基于企業(yè)投資決策獨立于行業(yè)投資的邏輯，將企業(yè)投資行為視為一系列可觀測企業(yè)特征的函數(shù)，忽略了同行業(yè)企業(yè)投資行為對企業(yè)投資決策的影響。證據(jù)表明，投資者相互學習、相互模仿的現(xiàn)象較為普遍，并且在固定資產(chǎn)投資中更是如此[1]。同群效應(peer effect)是指企業(yè)在進行財務(wù)決策時受到相同行業(yè)中其他企業(yè)決策影響，模仿其他企業(yè)財務(wù)決策的現(xiàn)象[2]。就企業(yè)投資的同群效應而言，從動機理論來看，該現(xiàn)象的產(chǎn)生源于企業(yè)高管在進行投資決策時出于一定的原因盲目或有意模仿同行業(yè)其他企業(yè)，而忽略了自己擁有的私有信息。這在一定程度上反映了管理者與投資者之間的代理問題。代理問題的存在使得企業(yè)運營效率低下，股東利益最大化的企業(yè)經(jīng)營目標無法達成。從經(jīng)濟后果來看，投資同群效應的出現(xiàn)使得企業(yè)投資更易出現(xiàn)投資過度或投資不足，從而損害投資效率?，F(xiàn)代企業(yè)中企業(yè)的所有權(quán)與經(jīng)營權(quán)掌握在不同主體手中，股東將經(jīng)營企業(yè)的權(quán)力移交給管理層，管理層有權(quán)做出企業(yè)財務(wù)決策。已有研究表明，管理者權(quán)力對企業(yè)股利政策、管理者薪酬契約設(shè)計均有重要影響。那么，管理者權(quán)力能否以及如何影響企業(yè)投資的同群效應？中國存在兩種性質(zhì)差異懸殊的企業(yè)，國有企業(yè)與非國有企業(yè)在外部公司風險、內(nèi)部公司治理以及公司行為等方面存在較大不同。譬如國有企業(yè)的經(jīng)營目標并非單純實現(xiàn)企業(yè)價值最大化，社會、政治等非利潤目標也是其重要考量因素。此外，行業(yè)保護和政府控制會對市場力量塑造國有企業(yè)管理者薪酬契約的能力產(chǎn)生影響。那么管理者權(quán)力對企業(yè)投資同群效應的影響在不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)企業(yè)中是否具有差異？上述問題尚未得到深入探討。

本文利用我國滬深A股上市公司數(shù)據(jù)，研究企業(yè)投資的同群效應是否受到管理者權(quán)力的影響，并進一步探討這種影響在不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)企業(yè)中的差異。研究發(fā)現(xiàn)，管理者權(quán)力能夠發(fā)揮抑制企業(yè)投資同群效應的作用；管理者權(quán)力越大，企業(yè)在進行投資決策時會越少考慮本行業(yè)中其他企業(yè)的投資決策，兩者之間的關(guān)系可以用管理者權(quán)力的薪酬理論以及風險偏好理論解釋，但是這種影響存在企業(yè)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)層面的異質(zhì)性，在非國有企業(yè)中，上述影響更加顯著。

本文的研究意義與價值體現(xiàn)在如下兩點：其一，與以往研究不同，本文突破企業(yè)自身因素，從企業(yè)決策外部影響的視角考察企業(yè)投資行為，這既是對投資理論研究的拓展，又從新的研究視角探討我國企業(yè)投資中存在的問題。其二，本文從企業(yè)投資同群效應的視角探討了管理者權(quán)力如何影響企業(yè)決策過程，為薪酬控制理論、風險偏好理論對管理者權(quán)力應用的解釋提供了經(jīng)驗證據(jù)，同時指出企業(yè)投資同群效應的影響因素，為企業(yè)投資效率的提升提供依據(jù)。

二、文獻回顧與假說提出

企業(yè)在進行投資決策時受到同行業(yè)中其他企業(yè)決策影響，跟隨其他企業(yè)決策的現(xiàn)象被稱為企業(yè)投資中的同群效應。Manski指出，在不同的研究領(lǐng)域，同群效應也被稱為“模仿效應”、“傳染效應”、“羊群效應”、“跟風行為”等[3]。同群效應在資本市場投資者、分析師對公司的評價等領(lǐng)域受到學者的廣泛關(guān)注[4]。Scharfstein和Stein研究了基金管理人的投資決策并指出，基金管理人對聲譽的顧慮導致了基金投資行為的同群效應?；鸸芾砣说穆曌u會因為投資人對他們能力的不信任和投資業(yè)績的不滿而受到損害，這將影響其職業(yè)發(fā)展。而與行業(yè)中其他基金管理人的投資選擇一致能夠獲得至少與行業(yè)平均收益率持平的投資收益，這可以幫助基金管理人保護自身聲譽[5]。Brennan和Li則認為，薪酬契約設(shè)置導致了同群效應的產(chǎn)生。若經(jīng)理人的薪酬取決于其投資的相對業(yè)績，這將促使經(jīng)理人更傾向于與行業(yè)中其他經(jīng)理人保持一致以維護自己的薪酬[6]。

上市公司的高管，尤其是董事長或CEO往往擁有較大權(quán)力。管理者權(quán)力反映了公司的管理者影響企業(yè)決策制定和執(zhí)行的能力。理想情況下，依據(jù)公司制企業(yè)的制度安排，企業(yè)高管會被授予企業(yè)日常經(jīng)營過程中的部分特定控制權(quán)，股東掌握企業(yè)的剩余控制權(quán)。事實上，股權(quán)分散導致中小股東通過剩余控制權(quán)行使權(quán)利的交易成本極大，公司董事會成為降低交易成本、提升企業(yè)監(jiān)管效率的重要制度設(shè)計。但完備的契約安排很難達成，在種種非效率因素的影響下，董事會又會將剩余控制權(quán)轉(zhuǎn)移到企業(yè)高管手中[7]。企業(yè)高管同時掌握特定控制權(quán)與剩余控制權(quán)，擁有了較大的權(quán)力從而能夠?qū)ζ髽I(yè)決策進行干涉。管理者權(quán)力對企業(yè)投資同群效應的影響主要體現(xiàn)在以下兩個方面：

第一，管理者權(quán)力影響企業(yè)薪酬契約的設(shè)計與執(zhí)行。公司制企業(yè)的所有權(quán)與經(jīng)營權(quán)分屬不同主體，在管理者代表公司股東經(jīng)營企業(yè)的過程中不可避免地存在兩方之間的代理沖突，管理者的薪酬契約被認為是降低代理成本、提升公司運營效率的一項重要機制。薪酬契約設(shè)計的目的是對管理者進行激勵以促使其努力為股東工作。但是由于管理者的努力程度往往難以測度，以同行業(yè)企業(yè)績效作為考核標準的相對績效考核機制(relative performance evaluation)在企業(yè)中得到了廣泛應用[8]。根據(jù)方軍雄的分析，在相對績效考核體系之下，管理者的經(jīng)營業(yè)績不僅依賴于其自身努力，同時依賴于同行業(yè)企業(yè)表現(xiàn)。超越同行業(yè)其他企業(yè)的業(yè)績就是優(yōu)良的業(yè)績，可以幫助管理者領(lǐng)取更多報酬。而在業(yè)績表現(xiàn)較差時，以同行業(yè)企業(yè)業(yè)績?yōu)闃藯U，只要沒有低于同行業(yè)企業(yè)平均業(yè)績水平，報酬依然可觀[9]。企業(yè)投資決策通常具有一定的持續(xù)性，會影響當期和后續(xù)期間的經(jīng)營業(yè)績，當管理者做出與行業(yè)投資保持一致的決策時，企業(yè)業(yè)績水平與行業(yè)平均水平不會有巨大差異，其薪酬水平也就相對平穩(wěn)。因此，相對績效考核機制會使企業(yè)出現(xiàn)更為嚴重的投資同群效應[6]。學者對管理者權(quán)力相關(guān)問題探討的結(jié)論表明，管理者權(quán)力會影響管理者薪酬契約的制定與執(zhí)行。Bebchuk和Fried研究認為，企業(yè)高管的權(quán)力會影響其自身薪酬的決定過程，管理者權(quán)力越大，他們在薪酬制定過程中的尋租能力就越大[10]。因此，管理者可以利用手中的權(quán)力影響薪酬制度的制定以減少相對績效考核機制對自身薪酬的影響。這會在一定程度上減少企業(yè)投資的同群效應。另外，管理者擁有的權(quán)力越大，其通過其他途徑獲取私人收益的可能性就越大。譬如高權(quán)力管理者更有條件進行在職消費以獲取隱性收益。此時，管理者不必完全依賴薪酬契約獲得報酬，這進一步削弱了相對績效評價機制帶來的影響。因此，當管理者權(quán)力較大時，薪酬契約設(shè)計顧慮下的投資同群效應會減少。

第二，管理者權(quán)力增加了管理者財務(wù)決策中的風險偏好。代理理論假定管理者具備風險中性或風險回避特征而忽略其可能偏好風險的事實[11]。社會心理學研究表明，權(quán)力改變了個體的基本心理過程，對待風險的態(tài)度取決于個體權(quán)力的大小[12]。Anderson和Galinsky發(fā)現(xiàn)個體權(quán)力與風險行為之間呈現(xiàn)正相關(guān)關(guān)系，他們的研究表明，擁有權(quán)力的個體更加關(guān)注由風險參與帶來的潛在回報，并且權(quán)力增加了他們對風險回報的樂觀預期，從而進一步加劇了風險行為[13]。Galema等探討了印度小額貸款機構(gòu)中CEO權(quán)力對其風險承擔的影響，他們證實，擁有較大權(quán)力的CEO享受更多的決策自由，這種自由使得他們可能做出更為極端的決策，從而增加公司經(jīng)營風險[14]。就企業(yè)投資決策而言，與行業(yè)投資相一致的投資對于管理者來說無疑是低風險的。這樣做不僅可以維持較高的薪酬水平，并且能避免投資失敗帶來的聲譽損失。然而，為了追求潛在回報，擁有高權(quán)力的管理者傾向于追求風險，避免與行業(yè)投資一致，從而減少了企業(yè)投資的同群效應。由以上分析可以得出本文的第一個假說：

H1：限定其他條件，企業(yè)管理者擁有的權(quán)力越大，企業(yè)投資同群效應越不明顯。

中國企業(yè)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)存在二元特征，國有企業(yè)與非國有企業(yè)在公司治理與公司行為等方面存在顯著差異，并且在經(jīng)理人薪酬決定機制方面存在區(qū)別。國有企業(yè)所有者缺位使得國有企業(yè)的實際控制人為國有資產(chǎn)管理機構(gòu)，其經(jīng)營活動較容易受到國家意志的干預。國有企業(yè)的經(jīng)營目標并非單純實現(xiàn)企業(yè)價值最大化，社會、政治等非利潤目標也是其重要的考慮因素。此外，行業(yè)保護和政府控制會對市場力量和管理者塑造國有企業(yè)管理者薪酬契約的能力產(chǎn)生影響。國有企業(yè)管理者薪酬存在事實上的政府管制[15]。譬如2014年中共中央政治局召開會議通過了《中央管理企業(yè)負責人薪酬制度改革方案》，對中央所屬企業(yè)高管薪酬進行較為嚴格的限制，并要求其他國有企業(yè)參照執(zhí)行。由于受到國家政策的強制性規(guī)定，相較于非國有企業(yè)，國有企業(yè)管理者權(quán)力對其薪酬契約的影響更小。另外，周宏等指出，企業(yè)所有權(quán)性質(zhì)會對企業(yè)是否實施相對績效考核機制產(chǎn)生影響。國有企業(yè)較少實施這一考核機制[16]。這時管理者權(quán)力無法通過干預薪酬契約的設(shè)計與執(zhí)行來減少企業(yè)投資同群效應。同時，管理者風險偏好在不同性質(zhì)企業(yè)中存在異質(zhì)性，而風險偏好的差異必然導致企業(yè)投資行為的不同。伴隨著中國市場化進程的推進，國有企業(yè)管理者的行政等級制度正被逐步取消，但是政府部門仍然掌握國有企業(yè)管理者的任命權(quán)。大多數(shù)國企高管具有企業(yè)家與政府官員的雙重身份。相較于非國有企業(yè)管理者，他們更加注重政治升遷，并且更加厭惡風險?；趯φ卫娴目紤]，他們更傾向于追求企業(yè)業(yè)績在任期內(nèi)的穩(wěn)定增長以保護自己的政治聲譽[17]。張鐵鑄指出，風險厭惡型管理者做出的投資決策更為保守[18]。Shleifer和Vishny的研究表明，追求政治晉升的高管常常進行低水平的重復建設(shè)[19]。這將減弱基于風險偏好解釋的管理者權(quán)力對投資同群效應的抑制作用。由此，相較于非國有企業(yè)的管理者，國有企業(yè)管理者權(quán)力對企業(yè)投資同群效應的抑制作用更弱。基于上述理論分析，我們提出本文的第二個假說：

H2：限定其他條件，管理者權(quán)力對投資同群效應的抑制作用在非國有企業(yè)中更顯著。

三、研究設(shè)計

(一)模型與變量

本文考察企業(yè)管理者權(quán)力對企業(yè)投資同群效應的影響，并區(qū)分企業(yè)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)對這一問題進行探討。借鑒Leary和Roberts以及方軍雄的研究[2][9]，采用的回歸模型如下：

I=β0+β1Iind+β2Iind×Power+β3Power+βControl+∑Ind+∑YEAR+ε

(1)

模型(1)中，I為企業(yè)投資，是本文的被解釋變量，借鑒張敦力和江新峰、方軍雄等學者的變量設(shè)計規(guī)則[9][20]，本文以企業(yè)購建固定資產(chǎn)、無形資產(chǎn)和其他長期資產(chǎn)支付的現(xiàn)金變動數(shù)與企業(yè)期初總資產(chǎn)金額的比值進行衡量。Iind為行業(yè)投資，以企業(yè)投資在行業(yè)中的中位數(shù)衡量。Power為管理者權(quán)力變量，有Power1和Power2兩個具體指標。借鑒盧銳、況學文和陳俊等學者的研究成果，選取企業(yè)董事長與總經(jīng)理兼任虛擬變量衡量Power1[21][22]。同時，F(xiàn)inkelstein指出，管理者權(quán)力由結(jié)構(gòu)、專家、聲望以及所有權(quán)權(quán)力等內(nèi)容構(gòu)成[23]。考慮到我國上市公司中，管理者持股比例普遍偏低，不足以形成所謂的所有權(quán)權(quán)力。因此，借鑒趙純祥和張敦力的做法[24]，本文以管理者兩職兼任代表結(jié)構(gòu)權(quán)力，以管理者學歷代表聲望權(quán)力，以任期代表專家權(quán)力，從三個維度對管理者權(quán)力進行測度，并參照權(quán)小鋒和吳世農(nóng)的做法構(gòu)造得分變量衡量Power2[25]。Control為借鑒相關(guān)研究設(shè)定的控制變量，包括：(1)公司經(jīng)營特征變量，如企業(yè)規(guī)模(Size)、公司貨幣資金規(guī)模(Cash)、公司經(jīng)營現(xiàn)金凈流量(Ocf)、固定資產(chǎn)比率(Fa_r)、成長能力(Growth)、總資產(chǎn)收益率(Roa)、資產(chǎn)負債率(Lev)、上市年限(Ltime)等；(2)公司外部環(huán)境特征變量，如投資機會(Tobin Q)、企業(yè)面臨的市場競爭程度(HHI)；(3)公司治理特征變量，如第一大股東持股比例(Frist)、董事會規(guī)模(Board)、獨立董事比例(Ind_r)等。另外，本文以公司產(chǎn)權(quán)性質(zhì)(State)作為分組變量。在回歸分析時，除公司治理特征變量外，其他控制變量取滯后一期數(shù)據(jù)。變量定義情況見表1。

根據(jù)Leary和Roberts以及方軍雄的研究，投資同群效應的測度可以表示為企業(yè)投資的變動相對于行業(yè)投資變動的敏感程度[2][9]。就模型(1)而言，企業(yè)投資變動對行業(yè)投資變動的敏感程度可以表示為(β1+β2×Power)。學者研究發(fā)現(xiàn)，無論美國市場還是中國市場，企業(yè)投資均存在一定程度的同群效應，也即系數(shù)β1應當為正，在本文中，若管理者權(quán)力能夠抑制企業(yè)投資同群效應，則系數(shù)β2應當顯著為負。

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表1 變量定義表

(二)樣本選取與數(shù)據(jù)來源

本文采用2002～2012年中國滬深A股上市公司的數(shù)據(jù)進行實證分析，由于控制變量中有滯后變量，實際樣本區(qū)間為2003～2012年。本文依據(jù)以下規(guī)則進行數(shù)據(jù)篩選：(1)剔除在樣本期間受到特殊處理的公司數(shù)據(jù)；(2)剔除金融保險類公司數(shù)據(jù)；(3)剔除上市后經(jīng)歷時間小于一年的公司數(shù)據(jù)；(4)剔除行業(yè)中公司數(shù)目低于10家的公司數(shù)據(jù)；(5)剔除變量數(shù)值不全的公司數(shù)據(jù)。經(jīng)過上述處理本文獲得公司年度樣本5745個，為避免異常值對結(jié)果的影響，本文對所有連續(xù)型變量進行了上下1%分位數(shù)的縮尾處理。文中財務(wù)數(shù)據(jù)源自CSMAR數(shù)據(jù)庫，管理者權(quán)力數(shù)據(jù)依據(jù)管理者個人資料手工計算得到。

四、實證檢驗

(一)變量的描述性統(tǒng)計與相關(guān)性分析

本文首先對變量進行描述性統(tǒng)計，結(jié)果顯示我國企業(yè)投資變動占期初總資產(chǎn)的比重平均為1.2%，最大值為244.9%，且中位數(shù)為0.1%，表明投資行為在不同企業(yè)之間存在異質(zhì)性特征，中位數(shù)大于零表明多數(shù)企業(yè)會增加投資。行業(yè)投資變量的標準差為0.008，波動較小。就管理者權(quán)力表征變量而言，總經(jīng)理與董事長兩職合一樣本占總樣本的14.2%，表明擁有結(jié)構(gòu)權(quán)力的管理者并不太多；權(quán)力積分變量均值為1.158。就控制變量而言，企業(yè)持有的貨幣資金和固定資產(chǎn)存量在總資產(chǎn)中占比分別為19.2%和30.2%，經(jīng)營現(xiàn)金凈流量在總資產(chǎn)中占比為6.4%。本文同時檢驗了主要變量之間的Pearson相關(guān)系數(shù)，結(jié)果表明變量I和變量Iind間具有顯著的正相關(guān)關(guān)系。這與方軍雄的發(fā)現(xiàn)一致，說明我國企業(yè)投資行為在一定程度上存在向行業(yè)投資看齊的同群效應[9]。同時，各個變量之間的相關(guān)系數(shù)均未超過0.5，表明模型不存在嚴重的多重共線性。

(二)實證結(jié)果分析

我們首先對管理者權(quán)力如何影響企業(yè)投資同群效應進行驗證；進而依據(jù)企業(yè)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)，分國有組與非國有組分別進行回歸。通過比較兩組樣本回歸中管理者權(quán)力對企業(yè)投資同群效應的影響差異來探究企業(yè)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)對兩者關(guān)系的影響。本文通過面板回歸分析進行假說驗證，并按照Driscoll和Kraay的方法對標準誤進行修正從而控制數(shù)據(jù)之間可能存在的異方差、序列相關(guān)等問題[26]。本文使用的統(tǒng)計軟件為STATA13.0。

表2匯報了模型(1)的回歸結(jié)果?；貧w(1)與回歸(4)為全樣本回歸，回歸(2)、(3)、(5)、(6)為以企業(yè)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)作為分組變量進行的分組回歸，所有回歸的因變量均為企業(yè)投資表征變量I。通過對全樣本回歸結(jié)果的分析可知，無論以兩職合一抑或是權(quán)力積分作為管理者權(quán)力的衡量指標，管理者權(quán)力與行業(yè)投資的交乘項均在1%的顯著性水平上顯著為負。這表明，管理者權(quán)力可以起到抑制企業(yè)投資同群效應的作用。管理者權(quán)力越大，其風險偏好越強烈，從而更有可能摒棄與行業(yè)投資一致這一較為安全的投資方式，并且其具有的控制力可以對薪酬契約進行干預，減少薪酬與企業(yè)業(yè)績之間的敏感性，從而減輕投資失利帶來的個人效用損失。這在一定程度上抑制了管理者進行趨同投資的欲望，因而本文假說1成立。通過對分組回歸系數(shù)進行分析可知，管理者權(quán)力表征變量Power1以及Power2與行業(yè)投資表征變量Iind的交乘項在非國有企業(yè)分組中均在1%的顯著性水平上顯著為負，在國有企業(yè)分組中雖然同樣為負，但是并不顯著，兩個分組中的結(jié)果顯著不同。這表明由于我國存在二元所有制體制，管理者權(quán)力對企業(yè)投資同群效應的影響在不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)企業(yè)中出現(xiàn)了差異。在國有企業(yè)中，管理者薪酬水平多取決于政府部門制定的標準，管理者權(quán)力很難干預薪酬契約的制定與執(zhí)行，而且基于晉升動機的國有企業(yè)管理者的投資行為更多表現(xiàn)出低風險偏好，因此管理者權(quán)力對企業(yè)投資同群效應的抑制作用在非國有企業(yè)中更加顯著，假說2得到經(jīng)驗證據(jù)的支持。

同時還可以看到，行業(yè)投資變量Iind的系數(shù)在所有回歸中均在1%顯著性水平上為正。這表明，企業(yè)投資與行業(yè)投資顯著正相關(guān)，也即雖然管理者權(quán)力對企業(yè)投資同群效應的影響存在體制層面的異質(zhì)性，但是總體而言我國企業(yè)投資中的同群效應是存在的。這與方軍雄的研究結(jié)論一致[9]。

就控制變量而言，企業(yè)投資與企業(yè)規(guī)模(Size)以及固定資產(chǎn)比率(Fa_r)負相關(guān)。這一結(jié)果意味著，隨著企業(yè)規(guī)模尤其是企業(yè)固定資產(chǎn)規(guī)模的增加，企業(yè)會在一定程度上減少增量投資，實現(xiàn)由增量資產(chǎn)向存量資產(chǎn)的轉(zhuǎn)變。同時，企業(yè)貨幣資金規(guī)模(Cash)和企業(yè)投資機會(Tobin Q)與企業(yè)投資正相關(guān)，這表明隨著企業(yè)貨幣資金持有量以及投資機會的增多，企業(yè)也會增加投資。這是因為企業(yè)投資由投資機會驅(qū)動，并且受制于企業(yè)自身擁有的資源，企業(yè)貨幣資金持有量是企業(yè)投資行為得以順利進行的資源基礎(chǔ)，而投資機會則是企業(yè)投資的外部條件。企業(yè)經(jīng)營現(xiàn)金凈流量(Ocf)和資產(chǎn)負債率(Lev)與企業(yè)投資負相關(guān)，說明經(jīng)營活動對資金的占用以及外部資金的過分使用影響了企業(yè)投資行為。另外，企業(yè)治理情況也會顯著影響企業(yè)的投資行為。這些結(jié)論與相關(guān)文獻研究結(jié)論一致。

表2 管理者權(quán)力與企業(yè)投資同群效應的回歸結(jié)果

注：括號內(nèi)數(shù)據(jù)為回歸系數(shù)對應的t統(tǒng)計量；*、**、***分別表示在10%、5%、1%的顯著性水平上顯著。下表同。

(三)穩(wěn)健性檢驗

為驗證本文研究結(jié)論的穩(wěn)健性，本文進行了如下穩(wěn)健性測試：

首先，有關(guān)企業(yè)投資同群效應研究中存在的一個問題是，無法輕易辨別企業(yè)采取與行業(yè)同樣的投資決策到底是基于對行業(yè)中其他企業(yè)的盲目模仿還是行業(yè)面臨相同的投資機會所導致的投資趨同。如果不對這一問題進行很好地辨別，所得結(jié)論將缺乏可靠性。

為減輕這一問題帶來的影響，我們借鑒張敦力和江新峰以及Knyazeva等的研究方法，構(gòu)造變量Comove(Q)并放入回歸模型中進行控制[20][27]。該變量構(gòu)造如下：

(2)

公式(2)中，Q表示企業(yè)投資機會，用Tobin Q表示，Comove(Q)用來測度公司投資機會的趨同程度。N為年度行業(yè)內(nèi)公司總數(shù)，NQ_incr為年度行業(yè)內(nèi)投資機會增加的公司數(shù)目，NQ_decr為年度行業(yè)中投資機會減少的公司數(shù)目。該指標測度的是某一年度某一行業(yè)內(nèi)投資機會增加或減少的公司數(shù)目中的較大者在行業(yè)所有公司中的占比。Comove(Q)變量的值域為[0.5，1]，是行業(yè)中投資機會趨同程度的增函數(shù)。放入該變量后，回歸結(jié)果未發(fā)生根本性改變。

其次，上文利用企業(yè)投資在行業(yè)中的中位數(shù)作為行業(yè)投資的替代變量，這里我們采用企業(yè)投資在行業(yè)中的均值作為行業(yè)投資的替代變量進行回歸，回歸結(jié)果未發(fā)生根本性改變。

表3報告了考慮投資機會趨同后，以企業(yè)投資在行業(yè)中的均值為替代指標的回歸結(jié)果。與上文保持一致，回歸(1)與回歸(4)為全樣本回歸結(jié)果，回歸(2)、(3)、(5)、(6)分別為國有企業(yè)樣本和非國有企業(yè)樣本的回歸結(jié)果，所有回歸的因變量均為企業(yè)投資I。從表3可以看到，行業(yè)投資表征變量Iind的回歸系數(shù)在所有樣本中均顯著為正，說明我國企業(yè)總體而言存在投資同群效應；就管理者權(quán)力與行業(yè)投資交乘項的回歸系數(shù)而言，回歸(2)的國有企業(yè)分組中系數(shù)顯著為負，但是其絕對值仍然小于回歸(3)中的非國有企業(yè)分組，上文結(jié)論在本部分回歸中并未發(fā)生根本性改變。

表3 考慮機會趨同的管理權(quán)力與企業(yè)投資同群效應回歸結(jié)果

注：限于篇幅，未報告控制變量系數(shù)，如有興趣歡迎來信索取。下表同。

再次，我們借鑒葉玲和李心合的做法控制了“十一五”規(guī)劃中重點扶持的行業(yè)以減輕產(chǎn)業(yè)政策造成的投資趨同對本文結(jié)論的影響[28]。若某行業(yè)屬于“十一五”規(guī)劃中重點扶持的行業(yè)，我們構(gòu)造虛擬變量并將其賦值為1，否則賦值為0?？刂飘a(chǎn)業(yè)政策之后的回歸結(jié)果并未改變上文的研究結(jié)論。

最后，考慮到回歸模型中包含交乘項可能產(chǎn)生多重共線性問題，我們將需要構(gòu)造交乘項的變量進行中心化后再相乘，回歸結(jié)果仍未發(fā)生根本性改變。以上穩(wěn)健性檢驗的結(jié)果表明本文研究結(jié)論是穩(wěn)健的。

(四)進一步研究

本文在對假說1進行推導時指出，管理者權(quán)力會對企業(yè)薪酬契約設(shè)計以及管理者風險偏好產(chǎn)生影響，本部分通過對管理者權(quán)力與企業(yè)薪酬契約有效性之間關(guān)系的檢驗以及管理者權(quán)力與其風險偏好之間關(guān)系的檢驗來進行驗證。從理論上來講，管理者薪酬應當與企業(yè)業(yè)績顯著正相關(guān)，而由于存在管理者權(quán)力的干擾，薪酬契約存在失效的可能[29]，這表現(xiàn)為管理者權(quán)力會降低其薪酬與企業(yè)業(yè)績之間的正相關(guān)關(guān)系。而就風險承擔來說，管理者對風險的態(tài)度取決于個體權(quán)力的大小，權(quán)力改變了個體的基本心理。管理者權(quán)力越大，其更加注重風險行為帶來的潛在收益從而更具風險偏好，這表現(xiàn)為管理者權(quán)力與其風險偏好之間的正相關(guān)關(guān)系。對上述問題進行研究的回歸結(jié)果列于表4，表4中所有回歸均為全樣本回歸。第一列與第二列回歸考察的是管理者權(quán)力對其薪酬契約有效性的影響，因變量為管理者薪酬水平(Wage)，以CEO薪酬的對數(shù)值衡量，自變量為管理者權(quán)力，分別以兩職合一與權(quán)力積分表示。從中可以看到，企業(yè)業(yè)績(Roe)與管理者薪酬水平顯著正相關(guān)，而企業(yè)業(yè)績與管理者權(quán)力變量的交乘項的回歸系數(shù)卻顯著為負，這說明管理者權(quán)力減弱了企業(yè)業(yè)績與高管薪酬之間的相關(guān)關(guān)系，高管薪酬契約的有效性受到管理者權(quán)力的干擾，這使得管理者權(quán)力通過影響薪酬契約削弱企業(yè)投資同群效應成為可能。第三列與第四列回歸考察的是管理者權(quán)力對其風險偏好的影響。參照池國華等的研究，本文以風險資產(chǎn)在企業(yè)資產(chǎn)中的比重衡量管理者風險偏好(Risk)，并將其作為因變量進行回歸[30]，其中風險資產(chǎn)為企業(yè)交易性金融資產(chǎn)、應收賬款、可供出售金融資產(chǎn)、持有至到期投資與投資性房地產(chǎn)之和。經(jīng)過分析可知，管理者兩職合一權(quán)力(Power1)和權(quán)力積分(Power2)與管理者風險偏好(Risk)均顯著正相關(guān)，這說明管理者權(quán)力顯著提升了管理者風險偏好，從而能夠降低企業(yè)投資的同群效應。

表4 管理者權(quán)力與薪酬契約有效性以及風險偏好

注：由于薪酬數(shù)據(jù)以及風險資產(chǎn)數(shù)據(jù)缺失，回歸樣本有所減少。

五、研究結(jié)論與啟示

企業(yè)投資行為歷來受到學者的關(guān)注，但是這一關(guān)注是建立在企業(yè)決策獨立做出的假定基礎(chǔ)之上，并未充分考慮行業(yè)中其他企業(yè)的影響。本文基于對管理者權(quán)力相關(guān)理論的探討，研究了企業(yè)投資決策的同群效應如何受到企業(yè)內(nèi)部管理者權(quán)力的影響，并且進一步區(qū)分企業(yè)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)對這一問題進行考察。本文研究發(fā)現(xiàn)，管理者權(quán)力能夠發(fā)揮抑制企業(yè)投資同群效應的作用，即管理者權(quán)力越大，其在進行投資決策時會越少考慮行業(yè)中其他企業(yè)的投資決策，兩者之間的關(guān)系可以用管理者權(quán)力的薪酬理論以及風險偏好理論解釋。但是這種影響存在企業(yè)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)層面的異質(zhì)性，在非國有企業(yè)中，上述影響更加顯著。

本文從企業(yè)投資同群效應的視角探討了管理者權(quán)力在企業(yè)決策中發(fā)揮的作用，發(fā)現(xiàn)管理者權(quán)力通過降低企業(yè)薪酬契約有效性以及影響管理者的風險偏好來影響企業(yè)投資的同群效應。這一結(jié)論為薪酬控制理論、風險偏好理論對管理者權(quán)力應用的解釋提供了證據(jù)，具有一定的理論意義。結(jié)合本文研究結(jié)論可知，通過增加管理者權(quán)力供給，企業(yè)可以在一定程度上減少投資同群效應，有助于提升企業(yè)投資效率。但是這一做法的代價是企業(yè)有可能犧牲薪酬契約的制定與執(zhí)行效率，并且承擔管理者激進投資造成損失的潛在風險。因此企業(yè)應當將管理者權(quán)力限定在一個適度范圍內(nèi)，以實現(xiàn)投資效率提升與投資風險可控的最優(yōu)結(jié)合，而如何確定這樣的最優(yōu)管理者權(quán)力范圍將是本文進一步研究的方向。

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(責任編輯：胡浩志)

2016-03-23

財政部全國會計領(lǐng)軍人才培養(yǎng)工程特殊支持計劃；武漢市黃鶴英才計劃；中南財經(jīng)政法大學博士生科研創(chuàng)新項目“企業(yè)投資同行效應問題研究”(2015B1105)

張敦力(1971— )，男，安徽廬江人，中南財經(jīng)政法大學會計學院教授，博士生導師；

F275

A

1003-5230(2016)05-0082-09

江新峰(1989— )，男，山東泰安人，中南財經(jīng)政法大學會計學院博士生。