管理團(tuán)隊(duì)穩(wěn)定性與上市公司投資行為研究

張鐵鑄 曾玉新 劉 頎

1 引 言

在完美市場(chǎng)下，資本資源可以實(shí)現(xiàn)最優(yōu)配置。當(dāng)一個(gè)投資項(xiàng)目的凈現(xiàn)值為正時(shí)，公司為了追求價(jià)值的最大化，會(huì)追加對(duì)該項(xiàng)目的投資；當(dāng)一個(gè)項(xiàng)目的凈現(xiàn)值為負(fù)時(shí)，公司就不會(huì)選擇該項(xiàng)目進(jìn)行投資。最終，在每個(gè)項(xiàng)目的資本邊際產(chǎn)出與邊際投入相等時(shí)，公司價(jià)值實(shí)現(xiàn)最大化。但在現(xiàn)實(shí)經(jīng)濟(jì)中，客觀存在各種內(nèi)外部的因素導(dǎo)致公司的資本資源不能夠被有效地配置。在這些因素中，有兩個(gè)因素被學(xué)者們廣泛研究，即委托代理問題和信息不對(duì)稱問題。由于委托人與代理人的目標(biāo)函數(shù)不完全一致，由此引發(fā)的代理沖突使得代理人并不總是按照委托人利益最大化的方式行事。委托人因?yàn)樾畔⒘觿?shì)而不能對(duì)代理人進(jìn)行有效的監(jiān)督，而代理人很有可能利用職位便利，進(jìn)行過(guò)度消費(fèi)或者將過(guò)剩的自由現(xiàn)金流用來(lái)投資于凈現(xiàn)值為負(fù)的項(xiàng)目，從而使得公司的投資效率低下。但是，隨著研究的深入，學(xué)者們發(fā)現(xiàn)了諸如過(guò)度投資（Jensen，1988［1］）、投資不足（李萬(wàn)福等，2011［2］）、投資短視（Morck 等，1988［3］）等問題，而這些問題并不能完全用傳統(tǒng)的委托代理理論和信息不對(duì)稱理論來(lái)解釋。

隨著“高層梯隊(duì)理論”（Hambrick 和Mason，1984［4］）的提出，部分學(xué)者嘗試從高管團(tuán)隊(duì)的人口統(tǒng)計(jì)學(xué)角度出發(fā)，引入心理學(xué)，人口統(tǒng)計(jì)學(xué)以及社會(huì)學(xué)理論，研究高管團(tuán)隊(duì)特征的同質(zhì)性和異質(zhì)性對(duì)公司績(jī)效與投資效率的影響（李焰等，2011［5］；林朝南和林怡，2014［6］）。高管團(tuán)隊(duì)特征一般包括團(tuán)隊(duì)穩(wěn)定性、年齡結(jié)構(gòu)、高管任職時(shí)間、教育水平、工作經(jīng)歷等。例如，姜付秀等（2009）［7］研究發(fā)現(xiàn)，管理者背景特征與企業(yè)的過(guò)度投資行為之間存在一定的相關(guān)性，管理團(tuán)隊(duì)的平均教育水平、平均年齡都會(huì)顯著影響企業(yè)的過(guò)度投資行為；劉運(yùn)國(guó)和劉雯 （2007）［8］則發(fā)現(xiàn)，管理層報(bào)酬水平會(huì)隨著任職時(shí)間變長(zhǎng)而提高，在這種情況下就會(huì)更加在乎金錢以外的利益，會(huì)更關(guān)注企業(yè)的長(zhǎng)遠(yuǎn)發(fā)展，在進(jìn)行投資時(shí)也會(huì)更加注重企業(yè)的長(zhǎng)遠(yuǎn)利益。

目前，關(guān)于高管特征影響的研究多集中于高管的個(gè)體特征，較少涉及管理團(tuán)隊(duì)穩(wěn)定性的影響研究。同伴效應(yīng)等的存在可能會(huì)弱化管理者個(gè)體影響，凸顯管理團(tuán)隊(duì)作為一個(gè)整體的重要性。因此，本文基于高層梯隊(duì)理論，以我國(guó)上市公司為對(duì)象，重點(diǎn)研究管理團(tuán)隊(duì)的穩(wěn)定性對(duì)公司投資效率的影響。研究發(fā)現(xiàn)，管理團(tuán)隊(duì)的穩(wěn)定性與公司投資效率呈正相關(guān)關(guān)系，提高管理團(tuán)隊(duì)的穩(wěn)定性有助于提高公司投資效率，減少過(guò)度投資行為，提高長(zhǎng)期資本收益率。本文的主要貢獻(xiàn)體現(xiàn)在以下幾個(gè)方面：（1）研究了高管團(tuán)隊(duì)穩(wěn)定性與過(guò)度投資、投資效率和長(zhǎng)期投資收益率的關(guān)系，這豐富了現(xiàn)有關(guān)于公司投資效率方面的研究；（2）考慮了高管團(tuán)隊(duì)中所有成員變動(dòng)的影響，對(duì)團(tuán)隊(duì)穩(wěn)定性指標(biāo)的計(jì)算更加科學(xué)，豐富了高層梯隊(duì)理論方面的研究。

本文后面的結(jié)構(gòu)安排如下：第二部分是文獻(xiàn)綜述，主要對(duì)國(guó)內(nèi)外的相關(guān)主要文獻(xiàn)進(jìn)行了梳理、分析；第三部分在理論分析的基礎(chǔ)上提出了研究假設(shè)；第四部分是研究設(shè)計(jì)，為了檢驗(yàn)研究假設(shè)設(shè)計(jì)了相關(guān)模型；第五部分是實(shí)證分析，基于樣本公司數(shù)據(jù)進(jìn)行了統(tǒng)計(jì)分析與檢驗(yàn)；最后是得出的結(jié)論與一些建議。

2 文獻(xiàn)綜述

2.1 管理團(tuán)隊(duì)穩(wěn)定性的內(nèi)涵及其影響

在公司生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)中，高層管理團(tuán)隊(duì)（Top Management Team，縮寫TMT）由參與公司戰(zhàn)略決策的高層管理人員構(gòu)成（Amason，1996［9］；胡寶亮等，2020［10］）。目前，關(guān)于TMT的研究主要是基于哥倫比亞大學(xué)的Hambrick和Mason在1984年提出的高層階梯理論?！案邔犹蓐?duì)理論”認(rèn)為由于管理者自身的局限性，以及企業(yè)內(nèi)外部環(huán)境的復(fù)雜性，導(dǎo)致管理者不能對(duì)關(guān)于企業(yè)的所有方面進(jìn)行全面認(rèn)識(shí)。而且管理者的認(rèn)知結(jié)構(gòu)也決定了其對(duì)所接收信息的解釋能力（Hambrick和Mason，1984［4］）。換而言之，管理者自身的特征影響了其所制定的戰(zhàn)略決策。但是，管理者的心理結(jié)構(gòu)無(wú)法進(jìn)行準(zhǔn)確度量，只能去研究管理者的特質(zhì)，包括年齡（Tajfel，1981［11］）、任職時(shí)間（Simsek，2007［12］）、學(xué)歷（Finkelstein 和 Hambrick，1996［13］）和性別（Adams和Ferreira，2009［14］）等。而本文則主要研究與這些特質(zhì)密切相關(guān)的團(tuán)隊(duì)穩(wěn)定性。

管理團(tuán)隊(duì)穩(wěn)定性是指一家公司的管理團(tuán)隊(duì)成員在某一期間的變動(dòng)情況，它既體現(xiàn)了其團(tuán)隊(duì)成員構(gòu)成的結(jié)構(gòu)穩(wěn)定性，也反映了各個(gè)利益相關(guān)方之間的一個(gè)博弈均衡狀態(tài)。高層管理團(tuán)隊(duì)的決策過(guò)程是一個(gè)不同利益集團(tuán)之間討價(jià)還價(jià)、相互沖突、相互妥協(xié)的復(fù)雜微妙的政治過(guò)程（陳璐等，2009［15］），合作與競(jìng)爭(zhēng)是解決團(tuán)隊(duì)沖突的主要維度（王國(guó)峰和井潤(rùn)田，2006［16］）。融洽的合作關(guān)系則是需要成員之間存在以認(rèn)同為基礎(chǔ)的信任（Zucker，1986［17］）。缺乏穩(wěn)定性將導(dǎo)致成員之間合作的信任基礎(chǔ)不足，使得沖突協(xié)調(diào)的成本更高，從而影響到公司決策和經(jīng)營(yíng)成果（Hambrick和Humphrey，2015［18］）。例如，研究表明，團(tuán)隊(duì)成員對(duì)團(tuán)隊(duì)的認(rèn)同度越低，則越傾向于脫離團(tuán)隊(duì)，這種不穩(wěn)定性將導(dǎo)致企業(yè)績(jī)效下降（Tsui等，2015［19］）。高管團(tuán)隊(duì)的穩(wěn)定性從表面上來(lái)說(shuō)衡量的是在一段時(shí)間內(nèi)高管團(tuán)隊(duì)成員變動(dòng)的程度，但其實(shí)質(zhì)反映了高管團(tuán)隊(duì)成員之間默契與信任的程度，能夠體現(xiàn)高管團(tuán)隊(duì)凝聚力的強(qiáng)弱（Amason，1996［9］）。管理團(tuán)隊(duì)的穩(wěn)定性越高，其凝聚力更強(qiáng)，高管團(tuán)隊(duì)成員之間更會(huì)形成長(zhǎng)期一致的發(fā)展預(yù)期，而且團(tuán)隊(duì)穩(wěn)定性越高的高管團(tuán)隊(duì)對(duì)公司的控制力度更大，所以管理團(tuán)隊(duì)為了公司的長(zhǎng)遠(yuǎn)發(fā)展更容易做出高質(zhì)量的經(jīng)營(yíng)決策，從而對(duì)企業(yè)經(jīng)營(yíng)產(chǎn)生積極的影響。從已有的文獻(xiàn)來(lái)看，團(tuán)隊(duì)穩(wěn)定性對(duì)企業(yè)的影響體現(xiàn)在許多方面。Barney（1991）［20］認(rèn)為高管團(tuán)隊(duì)凝聚力屬于企業(yè)的戰(zhàn)略性資源, 對(duì)提高企業(yè)的競(jìng)爭(zhēng)力非常關(guān)鍵;劉永麗和王凱莉（2018）［21］通過(guò)研究發(fā)現(xiàn)在企業(yè)薪酬結(jié)構(gòu)中股權(quán)薪酬所占的比例越高，團(tuán)隊(duì)穩(wěn)定性越高，企業(yè)的績(jī)效也越好，在薪酬結(jié)構(gòu)對(duì)企業(yè)績(jī)效的影響中，團(tuán)隊(duì)穩(wěn)定性產(chǎn)生了部分中介效應(yīng)；湯莉和杜善重（2018）［22］以2011-2015年中國(guó)上市家族企業(yè)作為樣本，研究發(fā)現(xiàn)團(tuán)隊(duì)穩(wěn)定性與企業(yè)創(chuàng)新之間呈顯著正相關(guān)關(guān)系，而家族的涉入水平并不會(huì)影響該結(jié)果；張兆國(guó)等（2018）［23］通過(guò)研究發(fā)現(xiàn)高管團(tuán)隊(duì)穩(wěn)定性越高，企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新績(jī)效越好，薪酬激勵(lì)會(huì)在該影響中產(chǎn)生正向調(diào)節(jié)作用，并且該作用是顯著的 。

從以上文獻(xiàn)來(lái)看，管理團(tuán)隊(duì)穩(wěn)定性總體上對(duì)企業(yè)來(lái)說(shuō)發(fā)揮著正向作用，管理團(tuán)隊(duì)穩(wěn)定性越高，對(duì)該企業(yè)的影響越好。但是，高層管理團(tuán)隊(duì)作為公司的決策制定者，其穩(wěn)定性對(duì)公司績(jī)效的影響有一個(gè)傳遞的過(guò)程，即投資、融資等決策來(lái)影響公司的運(yùn)營(yíng)。已有關(guān)于管理團(tuán)隊(duì)穩(wěn)定性影響的研究，主要是檢驗(yàn)團(tuán)隊(duì)穩(wěn)定性與績(jī)效的相關(guān)關(guān)系，并沒有深入探討管理團(tuán)隊(duì)穩(wěn)定性對(duì)公司決策行為的影響，相當(dāng)于是跳過(guò)傳導(dǎo)機(jī)制直接看結(jié)果。本文的研究則是要通過(guò)研究管理團(tuán)隊(duì)穩(wěn)定性對(duì)過(guò)度投資及投資效率的影響，來(lái)彌補(bǔ)現(xiàn)有研究的不足，從而有助于解釋管理團(tuán)隊(duì)穩(wěn)定性是如何最終影響公司績(jī)效。另外，從委托代理的角度來(lái)看，管理團(tuán)隊(duì)成員是相關(guān)利益集團(tuán)的代理人，同時(shí)也存在自身的利益訴求。因此，如前所述，管理團(tuán)隊(duì)穩(wěn)定性是一個(gè)各方利益集團(tuán)的博弈均衡的結(jié)果。在這種情況下，研究管理團(tuán)隊(duì)穩(wěn)定性對(duì)過(guò)度投資及投資效率的影響，還有助于豐富委托代理方面的理論研究。

2.2 高層管理者特質(zhì)與投資效率

在“高層梯隊(duì)理論”的基礎(chǔ)上，一些國(guó)內(nèi)外學(xué)者開始研究管理者背景特征對(duì)企業(yè)投資的影響。Bantel和Jackson（1989）［24］通過(guò)研究發(fā)現(xiàn)當(dāng)管理者團(tuán)隊(duì)的年齡增加時(shí)，管理者在進(jìn)行投資決策時(shí)會(huì)偏向保守，想要?jiǎng)?chuàng)新的意向不強(qiáng)烈，管理者的投資分析能力也會(huì)下降。Adams和Ferreira（2009）［14］通過(guò)研究發(fā)現(xiàn)在出席董事會(huì)會(huì)議的高管中，女性比例越高，對(duì)會(huì)議所起到的監(jiān)督作用越顯著，而且當(dāng)公司管理層的性別差異比較大時(shí)，股東會(huì)被補(bǔ)償更多的股票薪酬。姜付秀等（2009）［7］認(rèn)為高管背景特征能夠?qū)ζ髽I(yè)的過(guò)度投資行為作出部分解釋。無(wú)論在國(guó)有控股企業(yè)還是在非國(guó)有控股企業(yè)，高管團(tuán)隊(duì)的平均學(xué)歷和年齡都與企業(yè)的過(guò)度投資行為呈顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系。這說(shuō)明，當(dāng)高管團(tuán)隊(duì)的平均學(xué)歷較高和平均年齡較高時(shí)，企業(yè)的過(guò)度投資行為較少。李焰等（2011）［5］等通過(guò)研究發(fā)現(xiàn)高管的年齡與企業(yè)投資規(guī)模成呈顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系，但是對(duì)企業(yè)投資效率的影響并不顯著；當(dāng)企業(yè)的管理者具有財(cái)經(jīng)類工作的經(jīng)歷時(shí)，企業(yè)的投資規(guī)模會(huì)更高，投資效率會(huì)更高。然而，高管團(tuán)隊(duì)穩(wěn)定性對(duì)企業(yè)投資效率的影響卻鮮有學(xué)者進(jìn)行研究。

高管團(tuán)隊(duì)穩(wěn)定性與高管變更密切相關(guān)，而高管變更會(huì)對(duì)企業(yè)的投資效率產(chǎn)生影響。單個(gè)高管變更的方式不同，給公司投資效率帶來(lái)的影響也不同。張巧良和劉欣佳（2014）［25］就高管變更對(duì)公司投資效率的影響進(jìn)行分析，研究發(fā)現(xiàn)高管變更將使得公司投資效率低下，公司投資效率與高管非常規(guī)變更存在負(fù)相關(guān)關(guān)系；Bertrand（2003）［26］研究發(fā)現(xiàn)，高管人員變更，會(huì)對(duì)企業(yè)經(jīng)營(yíng)決策產(chǎn)生顯著的、可測(cè)量的影響。然而這些研究大多基于高管個(gè)體去討論，很少?gòu)母吖軋F(tuán)隊(duì)整體去考慮。Simons等（1999）［27］認(rèn)為單個(gè)高管對(duì)公司發(fā)揮的作用畢竟有限，而且僅憑個(gè)別高管的一己之力也無(wú)法完成公司治理中的復(fù)雜任務(wù)，要想比較好地開展經(jīng)營(yíng)活動(dòng)，實(shí)現(xiàn)較高的投資效率，必須要依靠高管團(tuán)隊(duì)的有效運(yùn)作。所以，研究高管團(tuán)隊(duì)穩(wěn)定性對(duì)公司投資效率的影響是很有必要的。

回顧相關(guān)文獻(xiàn)可以發(fā)現(xiàn)，管理層背景特征對(duì)公司投資效率發(fā)揮著非常重要的作用。學(xué)者們也相繼研究了管理層背景各種特征對(duì)投資效率的影響，但是鮮有研究管理團(tuán)隊(duì)的穩(wěn)定性對(duì)公司投資效率的影響，而管理團(tuán)隊(duì)的穩(wěn)定性很大程度上決定著管理者是否能作出高質(zhì)量的投資決策，管理團(tuán)隊(duì)穩(wěn)定性的作用在團(tuán)隊(duì)凝聚力、企業(yè)績(jī)效等方面也都得到了彰顯。另外，由于高管變更會(huì)對(duì)企業(yè)投資效率產(chǎn)生影響，而高管團(tuán)隊(duì)穩(wěn)定性與高管變更緊密相連，所以在某種程度上，高管團(tuán)隊(duì)穩(wěn)定性在高管變更對(duì)企業(yè)投資效率的解釋中或許發(fā)揮了部分作用。正是出于以上考慮，本文基于委托代理理論和高層梯隊(duì)理論，研究了管理團(tuán)隊(duì)的穩(wěn)定性是否會(huì)顯著影響公司投資效率。

3 理論分析和研究假設(shè)

3.1 管理團(tuán)隊(duì)穩(wěn)定性與投資效率

公司管理團(tuán)隊(duì)肩負(fù)著制定與實(shí)施企業(yè)戰(zhàn)略的責(zé)任。管理團(tuán)隊(duì)的決策質(zhì)量直接影響著公司的投資效率。高質(zhì)量的決策有助于能把有限的經(jīng)濟(jì)資源投資到從公司整體來(lái)看更優(yōu)的投資項(xiàng)目上，從而在風(fēng)險(xiǎn)可控的情況下獲得更大的投資回報(bào)，進(jìn)而提高公司的投資效率。而管理團(tuán)隊(duì)的決策質(zhì)量在很大程度上取決于管理團(tuán)隊(duì)的穩(wěn)定性。Blair（1995）［28］通過(guò)研究發(fā)現(xiàn)，當(dāng)團(tuán)隊(duì)的穩(wěn)定性很強(qiáng)時(shí)，團(tuán)隊(duì)成員之間的信任程度會(huì)更高，配合的默契程度也會(huì)更高，從而整個(gè)管理團(tuán)隊(duì)的凝聚力也更強(qiáng)。在這種情況下，管理團(tuán)隊(duì)對(duì)公司的控制力更大，會(huì)為了公司長(zhǎng)遠(yuǎn)發(fā)展努力提高決策質(zhì)量。Amason（1996）［9］認(rèn)為高管團(tuán)隊(duì)的穩(wěn)定性取決于團(tuán)隊(duì)成員之間的信任與默契程度，它體現(xiàn)了管理團(tuán)隊(duì)凝聚力的強(qiáng)弱。在公司經(jīng)營(yíng)過(guò)程中，管理團(tuán)隊(duì)成員之間存在分工與協(xié)作，承擔(dān)著不同的角色，又相互配合構(gòu)成一個(gè)團(tuán)隊(duì)整體。因此，團(tuán)隊(duì)的穩(wěn)定性將直接影響高管團(tuán)隊(duì)能否科學(xué)有效地制定并執(zhí)行決策，從而影響公司投資效率。研究表明，高信任的團(tuán)隊(duì)內(nèi)部通常能夠形成建設(shè)性的沖突融合模式，進(jìn)而提高決策績(jī)效（Dooley 和 Fryxell，1999［29］；Jehn 和 Mannix，2001［30］）

高管團(tuán)隊(duì)穩(wěn)定性的提高在一定程度上能夠降低代理成本，從而提高企業(yè)投資效率。從委托代理的角度來(lái)看，穩(wěn)定的管理團(tuán)隊(duì)意味著不同利益集團(tuán)之間，管理團(tuán)隊(duì)個(gè)人目標(biāo)與集體目標(biāo)之間，以及管理者個(gè)體作為受托者與委托人之間等處于相對(duì)利益均衡狀態(tài)。在這種情況下，利益沖突、認(rèn)知沖突和情緒沖突對(duì)決策效果所發(fā)揮的中介作用將更具有建設(shè)性，而非破壞性的作用（Ring和Van de Ven，1994［31］）。這時(shí)，管理團(tuán)隊(duì)成員的決策承諾一致性和情感接受性更好，即團(tuán)隊(duì)成員對(duì)決策本身以及愿意執(zhí)行決策的程度更高，從而直接影響到?jīng)Q策效果。另外，廣泛學(xué)者一致認(rèn)為對(duì)高管實(shí)施薪酬激勵(lì)有助于解決委托代理問題 （周仁俊，2010［32］；劉紹娓，2013［33］）。而對(duì)高管實(shí)施薪酬激勵(lì)能夠吸引和留住高管（李維安等，2010［34］）。企業(yè)對(duì)高管實(shí)施股權(quán)激勵(lì)能夠?qū)⒏吖茏陨淼陌l(fā)展與企業(yè)的長(zhǎng)遠(yuǎn)發(fā)展聯(lián)系在一起，使高管在長(zhǎng)期內(nèi)不產(chǎn)生離職傾向,在增強(qiáng)團(tuán)隊(duì)穩(wěn)定性的同時(shí)，高管持股能夠讓高管與企業(yè)的利益趨于一致，從而減少代理成本，進(jìn)而提高企業(yè)的投資效率。

基于上述分析，我們提出以下假設(shè)：

H1：管理團(tuán)隊(duì)的穩(wěn)定性與公司投資效率呈正相關(guān)關(guān)系。

3.2 管理團(tuán)隊(duì)穩(wěn)定性與過(guò)度投資

在所有權(quán)和經(jīng)營(yíng)權(quán)分離的情況下，管理層可能會(huì)不按照股東利益最大化的方式行事，即存在所謂的“道德風(fēng)險(xiǎn)”問題。例如過(guò)度投資（Jensen，1988［1］；Shleifer和Vishny，1997［35］）。一些經(jīng)理人會(huì)由于自身利益最大化或者個(gè)人利益偏好投資某些項(xiàng)目。Jensen（1988）［1］發(fā)現(xiàn)，由于真實(shí)利率上升，導(dǎo)致石油開采成本上升，而石油期貨價(jià)格預(yù)期的升幅減少使得在期貨市場(chǎng)買石油比鉆井采更便宜，但是石油公司經(jīng)理人卻花費(fèi)巨資進(jìn)行石油開采投資。一些賺錢的公司寧可低效的使用資金也不把錢分配給投資者。在缺乏團(tuán)隊(duì)穩(wěn)定性的情況下，每個(gè)高管團(tuán)隊(duì)成立可能不會(huì)形成長(zhǎng)期的發(fā)展預(yù)期，認(rèn)為自己可能隨時(shí)會(huì)職位不保，從而更可能采取短視的，使自身利益最大化的投資行為。而一個(gè)穩(wěn)定的管理團(tuán)隊(duì)更具有凝聚力，更有助于形成長(zhǎng)期一致的發(fā)展預(yù)期，在投資決策過(guò)程中，將更注重公司的長(zhǎng)期發(fā)展，從而減少過(guò)度投資行為。

高管變更會(huì)在一定程度上會(huì)破壞高管團(tuán)隊(duì)穩(wěn)定性，而高管變更與盈余管理也存在一定關(guān)系。Strong和Meyer（1987）［36］研究發(fā)現(xiàn)，當(dāng)繼任者來(lái)自于公司外部時(shí)，繼任者很有可能增加變更后的盈余。林永堅(jiān)等（2013）［37］也認(rèn)為，新任總經(jīng)理會(huì)有針對(duì)性的選擇對(duì)自己有利的方式進(jìn)行盈余管理。而關(guān)于盈余管理與過(guò)度投資，Kedia和Philippon（2009）［38］通過(guò)研究發(fā)現(xiàn)管理者會(huì)通過(guò)盈余管理來(lái)使得公司的業(yè)績(jī)更加好看，并利用這些盈余來(lái)進(jìn)行過(guò)度投資，努力擴(kuò)大公司規(guī)模，使公司業(yè)績(jī)看起來(lái)非常良好，這樣就可以使其盈余管理的行為更加隱蔽。他們還發(fā)現(xiàn)，盈余管理的幅度與過(guò)度投資呈正相關(guān)關(guān)系。McNichols和Stubben（2008）［39］也認(rèn)為盈余管理可能會(huì)使內(nèi)部投資者過(guò)度自信而進(jìn)行過(guò)度投資。所以，團(tuán)隊(duì)穩(wěn)定性還可能通過(guò)盈余管理而對(duì)管理者的過(guò)度投資作出部分的解釋?；谝陨戏治?，提出假設(shè)：

H2：管理團(tuán)隊(duì)的穩(wěn)定性與過(guò)度投資呈負(fù)相關(guān)關(guān)系。

3.3 高管團(tuán)隊(duì)穩(wěn)定性與投資短視

投資短視是公司進(jìn)行非效率投資的一種情形（Lundstrum，2002）［40］，表現(xiàn)為管理層沒有根據(jù)公司價(jià)值最大化的原則選擇最佳的投資決策，過(guò)于注重獲取短期投資回報(bào)。投資短視的管理者，會(huì)因?yàn)檫^(guò)于追求短期利益而忽視公司的長(zhǎng)遠(yuǎn)發(fā)展，從而導(dǎo)致可能錯(cuò)失使企業(yè)價(jià)值達(dá)到最大化的投資機(jī)會(huì)。在所有權(quán)與經(jīng)營(yíng)權(quán)分離的情況下，激勵(lì)與約束機(jī)制存在的不足，會(huì)促使管理層出于自身利益最大化行事。例如，Morck等（1988）［3］指出，在股權(quán)分散的結(jié)構(gòu)下，管理者持有公司股份較少時(shí)，其不會(huì)以公司價(jià)值最大化為目標(biāo)，而是會(huì)追求個(gè)人效用最大化，并維護(hù)自己的職位。管理者防御是管理層自利行為的一種體現(xiàn)，管理層在面臨解雇、公司接管等方面的壓力時(shí)，所采取的維護(hù)自身職位等行為。在公司投資決策方面，管理者防御表現(xiàn)為非效率投資行為，其中投資短視是最重要的形式之一。例如，基于管理者防御假設(shè)的研究表明，管理層會(huì)出于自身利益而發(fā)生投資短視（Lundstrum，2002［40］；李秉祥和薛思珊，2008［41］）。當(dāng)管理團(tuán)隊(duì)的穩(wěn)定性很強(qiáng)時(shí)，團(tuán)隊(duì)的凝聚力會(huì)增強(qiáng)，高管的利益會(huì)與企業(yè)的利益聯(lián)系的更加密切，高管也會(huì)從企業(yè)長(zhǎng)遠(yuǎn)發(fā)展與自身長(zhǎng)遠(yuǎn)利益的角度來(lái)作出投資決策，從而減少投資短視行為。張兆國(guó)等（2018）［23］的研究也表明，高管團(tuán)隊(duì)的穩(wěn)定性對(duì)于企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新績(jī)效具有積極的促進(jìn)作用。這也說(shuō)明，一個(gè)穩(wěn)定的管理團(tuán)隊(duì)，更注重公司的長(zhǎng)期利益。基于以上分析，提出假設(shè):：

H3：管理團(tuán)隊(duì)的穩(wěn)定性與長(zhǎng)期資本投資收益率呈正相關(guān)關(guān)系。

4 研究設(shè)計(jì)

4.1 樣本選擇與數(shù)據(jù)來(lái)源

本文選取我國(guó)深滬兩市A股類上市公司2011-2018年的數(shù)據(jù)為研究樣本，并根據(jù)以下標(biāo)準(zhǔn)加以篩選：剔除ST公司以及數(shù)據(jù)缺失公司。經(jīng)過(guò)篩選，最終得到15024個(gè)觀測(cè)值。為了消除異常值的影響，本文對(duì)所有連續(xù)變量在1%和99%都進(jìn)行了縮尾處理。管理團(tuán)隊(duì)穩(wěn)定性的數(shù)據(jù)源于手工收集，其他均來(lái)自國(guó)泰安數(shù)據(jù)庫(kù)（CSMAR）。具體分布如表1所示：

表1 樣本分布

4.2 變量測(cè)度

4.2.1 管理團(tuán)隊(duì)穩(wěn)定性（STMT）

本文借鑒了Crutchley等（2002）［42］的做法，構(gòu)建如下模型（1），計(jì)算管理團(tuán)隊(duì)穩(wěn)定性：

式中，St,t+1表示t年高管團(tuán)隊(duì)中離職成員的人數(shù)；St+1,t表示t年高管團(tuán)隊(duì)中新增的高管成員人數(shù)；Mt表示t年高管團(tuán)隊(duì)成員的人數(shù)；STMTt表示團(tuán)隊(duì)穩(wěn)定性。其取值范圍為［0,1］，數(shù)值越大表示團(tuán)隊(duì)穩(wěn)定性越強(qiáng)（Richardson，2006［43］）。在高管團(tuán)隊(duì)的界定方面，借鑒張兆國(guó)等（2018）［23］的做法，從公司所披露的高管人數(shù)中剔除獨(dú)立董事、外部董事等，作為高管團(tuán)隊(duì)的人數(shù)。

4.2.2 投資效率（Investff_abs）與過(guò)度投資（Overinvest）

在研究中，借鑒Richardson（2006）［43］方法 ，來(lái)測(cè)度公司的投資效率。首先，構(gòu)建投資期望模型（2）；其次，通過(guò)回歸分析得出測(cè)算公司現(xiàn)有營(yíng)運(yùn)水平下的預(yù)期新增投資規(guī)模。在此基礎(chǔ)上，計(jì)算每個(gè)觀測(cè)值對(duì)應(yīng)的殘差項(xiàng)ε，以其絕對(duì)值來(lái)度量公司的投資效率。

其中，Invest為新增投資，其他變量包括托賓 Q 值（TobinQ）、財(cái)務(wù)杠桿（Lev）、貨幣現(xiàn)金持有量（Cash） 、上市年份（Age）、公司規(guī)模（Size）、股票收益率（Rets）、第 t－1 年的新增投資支出（Investi,t-1）等。投資效率通過(guò)殘差項(xiàng)εi,t-1的絕對(duì)值來(lái)衡量，其絕對(duì)值越小，投資效率越高；反之，則說(shuō)明投資效率低下。當(dāng)殘差項(xiàng)εi,t-1＞0，表示樣本公司該年存在投資過(guò)度；反之，則存在投資不足。

4.2.3 投資短視（Ltrc）

王海明（2012）［44］發(fā)現(xiàn)，管理層投資短視會(huì)讓其更多的進(jìn)行短期投資以體現(xiàn)個(gè)人能力，從而不注重長(zhǎng)期投資，但這同時(shí)也會(huì)嚴(yán)重削弱企業(yè)未來(lái)的盈利能力。從這一基本邏輯出發(fā)，投資短視的管理者更注重短期利益，而忽視公司的長(zhǎng)期利益。因此，我們研究中采用長(zhǎng)期資本投資收益這一指標(biāo)來(lái)間接衡量管理層投資短視程度。該指標(biāo)的計(jì)算方式如下：

其中，NI為凈利潤(rùn)，Intax為所得稅費(fèi)用，F(xiàn)inc為財(cái)務(wù)費(fèi)用，NCL為非流動(dòng)負(fù)債平均余額，OE為所有者權(quán)益平均余額。如果長(zhǎng)期資本投資收益高，則表示高管投資短視現(xiàn)象不嚴(yán)重；反之，則表示很嚴(yán)重。

4.2.4 控制變量

根據(jù)現(xiàn)有文獻(xiàn)，本文考慮的控制變量有企業(yè)規(guī)模（size）,上市年份（age）,財(cái)務(wù)杠桿（lev）,董事會(huì)規(guī)模（board）,第一大股東持股比例（top1）,審計(jì)師（Audit）,成長(zhǎng)性（growth）,兩職合一（dua）,獨(dú)董比例（Rotfam）, 虛擬變量有行業(yè)（Indst）,年份（Year）,具體界定標(biāo)準(zhǔn)如下：

表2 變量的界定

4.3 模型構(gòu)建

為了檢驗(yàn)研究假設(shè)H1,我們構(gòu)建了回歸模型M1，驗(yàn)證管理團(tuán)隊(duì)穩(wěn)定性對(duì)投資效率的影響，具體模型如下：

其中，Investff_abs為投資期望模型（2）回歸后殘差的絕對(duì)值，其值越大表明企業(yè)的投資偏差程度越大，投資效率越低下。

為了檢驗(yàn)研究假設(shè)H2，我們構(gòu)建了回歸模型M2，驗(yàn)證管理團(tuán)隊(duì)穩(wěn)定性對(duì)過(guò)度投資的影響，具體模型如下：

其中，Overinvest采取投資期望模型（2）回歸后殘差的正數(shù)，其指越大表明過(guò)度投資現(xiàn)象越嚴(yán)重；根據(jù)前面式（2）得到的殘差大于0取1，反之取0。

為了檢驗(yàn)研究假設(shè)H3，我們構(gòu)建了回歸模型M3，驗(yàn)證管理團(tuán)隊(duì)穩(wěn)定性對(duì)長(zhǎng)期投資收益的影響，具體模型如下：

其中，Ltrc越大說(shuō)明長(zhǎng)期資本收益率越大，管理者投資短視行為越少。

5 實(shí)證分析

5.1 描述性統(tǒng)計(jì)

對(duì)模型主要變量進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì)與單變量分析得到如表3所示的結(jié)果：

表3 描述性統(tǒng)計(jì)

通過(guò)表3可以看出，Investff_abs的樣本總數(shù)為15024，均值為0.05，大于0，而過(guò)度投資的樣本數(shù)為14623，這表明很大一部分上市公司都存在過(guò)度投資行為，即存在非效率投資行為。而投資不足的樣本數(shù)則非常少，約占2%，說(shuō)明上市公司存在投資不足的現(xiàn)象很少，張巧良和劉欣佳（2014）［25］也發(fā)現(xiàn)相對(duì)投資不足來(lái)說(shuō)，過(guò)度投資更為普遍。所以在本文中，我們研究的重點(diǎn)放在了企業(yè)的過(guò)度投資行為。團(tuán)隊(duì)穩(wěn)定性的均值為0.78，表明上市公司高管團(tuán)隊(duì)的穩(wěn)定性總體較高，可能在一定程度上抑制了高管的非效率投資行為。長(zhǎng)期資本收益率的均值為0.09，大于0，團(tuán)隊(duì)穩(wěn)定性較高，可能使得長(zhǎng)期資本收益率大于0。離職與新上任人數(shù)占比較小與團(tuán)隊(duì)穩(wěn)定性較高是一致的。另外，均值檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，國(guó)有企業(yè)管理團(tuán)隊(duì)的穩(wěn)定性的均值大于民營(yíng)企業(yè)的，存在顯著差異。

表4是對(duì)模型中所有變量進(jìn)行Spearman檢驗(yàn)?？梢钥闯龈骺刂谱兞块g相關(guān)系數(shù)較小，表明模型不存在嚴(yán)重的共線性問題。

表4 變量Spearman相關(guān)性檢驗(yàn)

5.2 回歸分析

為了檢驗(yàn)假設(shè)H1，根據(jù)模型M1，利用Stata15.0對(duì)樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸分析，得到如表5的統(tǒng)計(jì)結(jié)果。

表5 根據(jù)模型M1的回歸結(jié)果

由上表可知，在全樣本基礎(chǔ)上，管理層團(tuán)隊(duì)穩(wěn)定性（STMT）與公司投資效率負(fù)相關(guān)，在5%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著，表明上市公司管理團(tuán)隊(duì)越穩(wěn)定，越有助于減少投資效率低下問題。這與前面的假設(shè)H1相一致。然而，分市場(chǎng)板塊的檢驗(yàn)結(jié)果顯示，上述結(jié)果在主板市場(chǎng)仍是顯著的，但是中小板和創(chuàng)業(yè)板市場(chǎng)檢驗(yàn)不顯著。我們推測(cè)，可能的原因是，中小板和創(chuàng)業(yè)板市場(chǎng)的上市公司多為民營(yíng)上市公司，在這些公司中存在家族成員主導(dǎo)管理層，以及治理層與管理層成員交叉重疊等治理缺陷，團(tuán)隊(duì)決策實(shí)質(zhì)上就是創(chuàng)始人的個(gè)人決策，因此管理層團(tuán)隊(duì)的穩(wěn)定性不能起到避免投資效率低下的作用。進(jìn)一步區(qū)分產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的檢驗(yàn)結(jié)果顯示，在民營(yíng)上市公司中，STMT變量檢驗(yàn)不顯著，這也佐證了我們前面的推測(cè)。這里的統(tǒng)計(jì)結(jié)果也表明，民營(yíng)上市公司要優(yōu)化公司治理結(jié)構(gòu)，引進(jìn)優(yōu)秀的職業(yè)經(jīng)理人并合理賦權(quán)，完善公司的管理團(tuán)隊(duì)，進(jìn)而更好地規(guī)避由于“一言堂”等所導(dǎo)致的決策失誤。

另外，從控制變量來(lái)看，成長(zhǎng)性（growth）與投資效率正相關(guān)。這可能是因?yàn)樵诠久媾R較好的成長(zhǎng)性時(shí)，管理層更加過(guò)度自信，從而更容易盲目投資，導(dǎo)致投資效率低下。財(cái)務(wù)杠桿水平（lev）與投資效率低下負(fù)相關(guān)。這表明存在債務(wù)治理效應(yīng)，即債權(quán)人出于保護(hù)自身債權(quán)安全性考慮，通過(guò)債務(wù)合約限制和實(shí)施監(jiān)督，抑制了管理層無(wú)效率投資行為。公司規(guī)模（size）與投資效率低下正相關(guān)，這表明規(guī)模越大的公司，越可能出現(xiàn)投資效率的下降，這可能是因?yàn)楣疽?guī)模越大，也意味著管理層管理的經(jīng)濟(jì)資源越多，從而管理層的權(quán)力越大。在這種情況下，更容易出現(xiàn)權(quán)力不受約束的現(xiàn)象，導(dǎo)致管理層的決策缺乏有效的約束機(jī)制，從而出現(xiàn)投資效率低下。公司上市年限（age）與投資效率低下負(fù)相關(guān)，意味著公司上市的時(shí)間越長(zhǎng)，投資效率低下的情形會(huì)相對(duì)較少。這可能是因?yàn)楣旧鲜袝r(shí)間越長(zhǎng)，公司治理機(jī)制越健全，從而有助于減少投資效率低下的情況。

為了檢驗(yàn)假設(shè)H2，根據(jù)模型M2，利用Stata15.0對(duì)樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸分析，得到表6的統(tǒng)計(jì)結(jié)果。

表6 根據(jù)模型M2的回歸結(jié)果

續(xù)表

由上表可知，管理層團(tuán)隊(duì)穩(wěn)定性（STMT）與公司過(guò)度投資負(fù)相關(guān)，且在5%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著，表明上市公司管理團(tuán)隊(duì)越穩(wěn)定，越有助于減少過(guò)度投資問題，這驗(yàn)證了前面提出的假設(shè)H2。另外，這里的檢驗(yàn)結(jié)果也進(jìn)一步佐證了前面的假設(shè)H1。因?yàn)楣芾韴F(tuán)隊(duì)穩(wěn)定性越高，過(guò)度投資行為就越少，由于過(guò)度投資所引致的損失也就越低，從而投資效率越高。所以，假設(shè)H2的檢驗(yàn)結(jié)果與假設(shè)H1的檢驗(yàn)結(jié)果具有內(nèi)在的一致性。

另外，從控制變量來(lái)看，成長(zhǎng)性（growth）與過(guò)度投資正相關(guān)，且在1%的統(tǒng)計(jì)水平下顯著。這與表5的結(jié)果也具有內(nèi)在的一致性，即在公司面臨較好的成長(zhǎng)性時(shí)，管理層更容易出現(xiàn)過(guò)度投資行為，而投資效率的低下意味著管理層過(guò)度自信引發(fā)的盲目投資。其他變量統(tǒng)計(jì)結(jié)果也與表5的檢驗(yàn)結(jié)果內(nèi)在一致，這里不再贅述。

為了檢驗(yàn)假設(shè)H3，根據(jù)模型M3，利用Stata15.0對(duì)樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸分析，得到表7的統(tǒng)計(jì)結(jié)果。

表7 根據(jù)模型M3的回歸結(jié)果

續(xù)表

由上表可知，管理層團(tuán)隊(duì)穩(wěn)定性（STMT）與公司長(zhǎng)期資本投資收益率（Ltrc）正相關(guān)，即隨著團(tuán)隊(duì)穩(wěn)定性的提高，長(zhǎng)期資本收益率也在提高。這表明上市公司管理團(tuán)隊(duì)越穩(wěn)定，越有助于減少投資短視問題，這驗(yàn)證了本文前面提出的假設(shè)H3。我們認(rèn)為，管理團(tuán)隊(duì)越穩(wěn)定，則管理者的職業(yè)發(fā)展與公司長(zhǎng)遠(yuǎn)發(fā)展的聯(lián)系越密切，在這種情況下，管理者就更加關(guān)注長(zhǎng)期投資對(duì)公司的影響，減少盲目投資行為。與表5和表6統(tǒng)計(jì)結(jié)果不同的是，即便是分不同的板塊和產(chǎn)權(quán)性質(zhì)來(lái)看，變量 STMT與Ltrc都存在顯著的正相關(guān)關(guān)系，這說(shuō)明管理團(tuán)隊(duì)穩(wěn)定性有利于所有公司的長(zhǎng)期發(fā)展。

在控制變量方面，公司的成長(zhǎng)性（growth）與長(zhǎng)期資本投資收益率（Ltrc）正相關(guān)，這可能是因?yàn)楣境砷L(zhǎng)性越好，管理層與股東對(duì)長(zhǎng)期利益就會(huì)更加關(guān)心，所以長(zhǎng)期資本收益率越高；第一大股東持股（Top1）與公司長(zhǎng)期資本投資收益率（Ltrc）正相關(guān)，這可能是因?yàn)榈谝淮蠊蓶|最關(guān)心的是公司長(zhǎng)遠(yuǎn)利益，所以其持股越多，對(duì)公司的監(jiān)督與約束更顯著，在一定程度上會(huì)減少投資短視行為。獨(dú)董比例（Rotfam）和董事會(huì)規(guī)模（board）均與長(zhǎng)期資本投資收益率（Ltrc）負(fù)相關(guān)，這可能是因?yàn)楠?dú)董比例越高，董事會(huì)規(guī)模越大，公司治理效果越好，對(duì)管理層的約束作用越明顯，從而減少管理層的投資短視行為，使其更加注重公司的長(zhǎng)期利益。

5.3 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

5.3.1 內(nèi)生性問題

根據(jù)李維安等（2010）［34］的研究發(fā)現(xiàn)，企業(yè)可以通過(guò)薪酬政策來(lái)吸引和留住高管。為了消除內(nèi)生性問題對(duì)研究結(jié)果的影響，我們采用高管團(tuán)隊(duì)薪酬總額增長(zhǎng)率作為管理團(tuán)隊(duì)穩(wěn)定性的工具變量（STMT-IV），對(duì)該工具變量的有效性進(jìn)行了檢驗(yàn)，結(jié)果表明該工具變量有效，在1%水平上且不存在弱工具變量的問題。然后，利用兩階段最小二乘法對(duì)模型M1、M2進(jìn)行回歸，結(jié)果沒有發(fā)生顯著變化。與上面的分析相對(duì)應(yīng)，這里僅列示全樣本和主板的統(tǒng)計(jì)結(jié)果，具體如表8所示：

表8 利用工具變量的最小二乘法回歸結(jié)果

5.3.2 非線性檢驗(yàn)

有研究表明，CEO既有的任期和預(yù)期的任期會(huì)對(duì)公司戰(zhàn)略變革強(qiáng)度產(chǎn)生不同的影響，其中預(yù)期的任期越長(zhǎng)，越有可能實(shí)施程度較大的戰(zhàn)略變革（鐘熙等，2019［45］）。這促使我們考慮，管理團(tuán)隊(duì)穩(wěn)定性與投資效率之間是否可能存在U型的非線性的關(guān)系。為了檢驗(yàn)團(tuán)隊(duì)穩(wěn)定性的非線性作用，我們構(gòu)建了如下模型：

利用樣本公司的數(shù)據(jù)，基于模型M4的統(tǒng)計(jì)分析結(jié)果如下：

表9 團(tuán)隊(duì)穩(wěn)定性與投資效率的非線性關(guān)系檢驗(yàn)結(jié)果

由表9回歸結(jié)果可以看出，管理團(tuán)隊(duì)穩(wěn)定性及其二次方項(xiàng)在全樣本以及不同的樣本回歸中均不顯著?？梢钥闯觯芾韴F(tuán)隊(duì)穩(wěn)定性與投資效率之間不存在U型的非線性關(guān)系。

5.3.3 其他穩(wěn)健性檢驗(yàn)

周東華和趙玉潔（2013）［46］采用公司董事會(huì)成員變動(dòng)的比例來(lái)度量董事會(huì)穩(wěn)定性，即當(dāng)年度新上任的董事占當(dāng)年度董事會(huì)成員的比例。我們借鑒周東華和趙玉潔（2013）［46］的做法，運(yùn)用代理變量進(jìn)行回歸分析，即選取離職和新上任高管人數(shù)占高管團(tuán)隊(duì)總?cè)藬?shù)比例來(lái)替代團(tuán)隊(duì)穩(wěn)定性，以檢驗(yàn)結(jié)果的穩(wěn)健性。考慮可能存在異方差問題，采用Robust選項(xiàng)進(jìn)行回歸?；貧w結(jié)果基本無(wú)變化，結(jié)果具有一定穩(wěn)健性。限于篇幅限制，這里僅列示主板的回歸分析結(jié)果，具體如表10所示：

表10 利用代理變量的回歸分析結(jié)果

除上述穩(wěn)健性檢驗(yàn)以外，我們還對(duì)樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行了10%縮尾處理后重新進(jìn)行回歸分析，回歸結(jié)果并無(wú)顯著變化，顯示結(jié)果依然穩(wěn)健。

6 結(jié)論與啟示

管理團(tuán)隊(duì)在企業(yè)經(jīng)營(yíng)發(fā)展中發(fā)揮著至關(guān)重要的作用。雖然管理者自身的特質(zhì)會(huì)影響其所制定的戰(zhàn)略決策，但是已有的研究表明，單個(gè)高管對(duì)公司發(fā)揮的作用是有限的，要完成公司治理中復(fù)雜的任務(wù)，提高企業(yè)的經(jīng)營(yíng)與投資效率，必須要依靠高管團(tuán)隊(duì)的有效運(yùn)作。高管團(tuán)隊(duì)的凝聚力屬于企業(yè)的戰(zhàn)略性資源, 對(duì)提高企業(yè)的競(jìng)爭(zhēng)力非常關(guān)鍵。團(tuán)隊(duì)穩(wěn)定性體現(xiàn)了高管團(tuán)隊(duì)的凝聚力，對(duì)企業(yè)的經(jīng)營(yíng)發(fā)展發(fā)揮著積極的正向作用。在上市公司中，公司管理團(tuán)隊(duì)肩負(fù)著制定與實(shí)施企業(yè)戰(zhàn)略的責(zé)任。管理團(tuán)隊(duì)的決策質(zhì)量直接影響著公司的投資效率。高質(zhì)量的決策將有助于把有限的經(jīng)濟(jì)資源投資到更優(yōu)的投資項(xiàng)目上，從而在風(fēng)險(xiǎn)可控的情況下獲得更大的投資回報(bào)，進(jìn)而提高公司的投資效率。

本文以我國(guó)2011-2018年滬深兩市A股上市公司為樣本，研究了管理團(tuán)隊(duì)穩(wěn)定性對(duì)公司投資效率的影響。研究結(jié)果表明，管理層團(tuán)隊(duì)穩(wěn)定性與公司投資效率，以及過(guò)度投資行為負(fù)相關(guān)，且在統(tǒng)計(jì)上顯著。這表明，管理團(tuán)隊(duì)穩(wěn)定性越高，過(guò)度投資行為就越少，由于過(guò)度投資所引致的損失也就越低，從而投資效率越高。但是，在中小板和創(chuàng)業(yè)板市場(chǎng)的上市公司中，由于存在創(chuàng)始人控制及治理缺陷，管理層穩(wěn)定性較低且不能起到顯著避免投資效率低下的作用。隨著管理團(tuán)隊(duì)穩(wěn)定性的提高，還助于減少投資短視問題，提高公司的長(zhǎng)期資本收益率。另外，研究還表明：在公司面臨較好的成長(zhǎng)性時(shí)，管理層更容易過(guò)度自信引發(fā)過(guò)度投資行為，管理層的盲目投資將導(dǎo)致投資效率的低下。上市公司中存在債務(wù)治理效應(yīng)，債權(quán)人出于保護(hù)自身債權(quán)安全性考慮，通過(guò)債務(wù)合約限制和實(shí)施監(jiān)督，有助于抑制管理層的無(wú)效率投資行為；規(guī)模越大的公司，管理層掌控的經(jīng)濟(jì)資源也越多，從而管理層的權(quán)力越大，在缺乏有效的約束機(jī)制時(shí)會(huì)導(dǎo)致投資效率低下；公司上市的時(shí)間越長(zhǎng)，投資效率低下的情形會(huì)相對(duì)較少。我們推測(cè)，這是因?yàn)楣旧鲜袝r(shí)間越長(zhǎng)，公司治理機(jī)制越健全，從而有助于減少投資效率低下的情況。

基于本文研究所得到的啟示是：（1）公司要意識(shí)到維持管理團(tuán)隊(duì)穩(wěn)定性的重要性，營(yíng)造和而不同的公司文化，倡導(dǎo)團(tuán)隊(duì)精神，既注重每個(gè)團(tuán)隊(duì)成員價(jià)值觀的實(shí)現(xiàn)，又利用激勵(lì)約束機(jī)制強(qiáng)化高管對(duì)公司的依賴性，發(fā)揮管理團(tuán)隊(duì)穩(wěn)定性在減少過(guò)度投資、提升投資效率、減少投資短視等方面的積極作用；（2）公司要合理利用外部治理機(jī)制，優(yōu)化資本結(jié)構(gòu)，適度利用財(cái)務(wù)杠桿，發(fā)揮債權(quán)人的外部監(jiān)督與治理效應(yīng)，約束管理層過(guò)度投資及無(wú)效投資行為；（3）在公司面臨較好的成長(zhǎng)性時(shí)，尤其要完善公司治理機(jī)制，抑制管理層過(guò)度自信所引致的盲目投資行為；（4）民營(yíng)上市公司要注重發(fā)揮職業(yè)經(jīng)理人的專長(zhǎng)，減少家族企業(yè)客觀存在的治理缺陷，提高管理團(tuán)隊(duì)的穩(wěn)定性，進(jìn)而提高投資效率等，更好地維護(hù)中小投資者的利益。如果公司管理團(tuán)隊(duì)的穩(wěn)定性很差，不能形成很強(qiáng)的凝聚力，管理團(tuán)隊(duì)也不能形成一個(gè)協(xié)作高效的整體，從而不能做出高質(zhì)量的投資決策，影響公司的長(zhǎng)遠(yuǎn)發(fā)展。