高管权力、多元化及公司绩效

张春龙， 张国梁

（大连理工大学 工商管理学院，辽宁 大连116024）

一、引 言

随着经济的不断发展，企业的集团化成为一种趋势，越来越多的企业选择进入多个行业，以多元化的方式展开经营活动。多元化可以更有效配置企业所掌控的资源、分散风险，但也会带来投资过度、内部交叉补贴和代理成本增加等不利因素。我国的多元化经营起步较晚，但却表现出了迅猛的发展态势。然而，企业的多元化经营却少有成功者，如巨人集团的突然崩塌、德隆构建商业帝国的失败、澳柯玛的资金危机和三九集团的超额负债等，都是企业多元化失败的典型案例。在这些企业多元化经营失败的公司中，往往都存在一个强势的管理者，如巨人的史玉柱、德隆的唐万新、澳柯玛的鲁群生和三九集团的赵新先，他们都是企业的“教父”级人物。管理者的“强势”是否影响了公司的多元化经营，这一问题虽然重要，但至今还没有得到学术界的回答。本文由此出发，研究管理者的“强势”是否影响公司的多元化及其对公司绩效的影响。

公司为何开展多元化，现有的解释主要从市场势力、资源配置和委托代理等角度出发。Gribbin认为企业获得竞争优势的前提是各种产品在相应行业中都具有竞争优势从而形成市场势力［1］。Teece认为企业进行多元化经营是为了有效配置企业的剩余资源［2］。Jensen和Meckling提出的委托代理理论则是近年来用于解释公司多元化的重要理论［3］。委托代理理论认为，公司多元化并非是为了提高市场势力和优化资源配置，而是管理者考虑减少自身就业风险、提高个人报酬的结果。我国上市公司股权结构呈现明显的股权集中度高、存在控股股东等特征，使我国公司的多元化更多地受到公司治理的影响。相应的，国内学者对多元化动机的研究也多从股权结构、控股股东性质等公司治理因素的角度出发，在委托代理理论的框架下展开讨论［4］［5］。然而，现有研究对多元化动机的讨论忽略了动机变为现实的手段，即动机仅代表决策者的主观意愿，将意愿变为现实需要相应的手段，而权力可以起到这样的作用。高管的权力是高管对公司的控制能力，是高管将自己意愿变为现实的有力手段。拥有了权力，高管也就掌握了将个人观点转化为公司决策的实现手段。

基于此，本文以现实中多元化经营失败的背景为切入点，采用2007～2011年间我国上市公司为研究样本，以董事长为研究对象，从所有权权力、组织权力、专家权力和声望权力四个角度定义高管权力，通过构建面板模型分析高管权力对公司的多元化及其对公司绩效的影响，以此揭示高管权力与公司多元化之间的内在联系，以及权力作用下公司多元化的经济后果，为优化企业财务决策、有效约束高管权力提供理论依据和经验证据。

二、理论分析和研究假设

1.高管权力与公司多元化

由于我国特殊的制度背景，上市公司的公司治理特征与西方资本市场存在差异，如存在控股股东、国有产权缺位等。因此，由委托代理关系产生的公司治理问题成为了公司多元化的主要动因，公司高管通过多元化投资扩大企业规模，提高自己的薪酬水平，并为自己地位的稳固提供了保障［4］［5］。在自利因素的影响下，公司高管通过权力进一步将多元化动机转化为实际的行动。刘焱、姚海鑫、卢锐等认为高管权力是高管影响公司治理体系的能力，高管权力越大其对公司治理结构的影响能力越强，越能够有力地配置企业资源［6］［7］。因此，当高管拥有了权力，也就拥有了实现其意愿的手段。随着权力的增大，这种实现的可能性也就越高。

此外，权力也进一步增强了高管进行多元化投资的意愿。Fast等研究认为，权力将导致权力掌握者出现过度自信的倾向［8］。他们通过心理学实验的方法，指出掌控权力导致过度自信的两种心理机制：一是使权力掌握者产生主观的领导权意识，对积极的活动结果投入更多的精力和认知；二是满足自身对领导者角色扮演的主观期望。在商业、政府、宗教组织、非盈利组织的决策中，这种过度自信使权力掌握者在决策中表现出对外在环境的乐观估计，进而低估决策带来的风险而高估相关的收益。Malmendier和Tate［9］、姜付秀［10］、周杰和薛有志的研究表明，高管的过度自信显著提高了公司的投资水平［11］。Malmendier和Tate的研究从过度自信的角度指出了高管对投资项目成本收益的乐观估计与多元化程度呈正向关系［9］。姜付秀等的研究证实，我国资本市场尤其是银行国有的背景下造成的债务软约束，使得我国上市公司资金相对充裕，高管的过度自信与公司总投资及内部投资水平呈现显著正相关［10］。周杰和薛有志则以控制幻觉为研究假说，从管理者过度自信的视角检验了大股东、债权人与政府的干预对公司多元化战略的影响路径，研究发现管理者过度自信提高了上市公司实施多元化战略的倾向［11］。

综上所述，高管权力一方面为高管出于自利因素而产生的多元化动机提供了实现途径；另一方面，权力引起的过度自信进一步加剧了多元化投资冲动。基于以上的分析，本文提出如下假设：

假设1：在相同条件下，高管权力越大，公司的多元化程度越高。

2.对公司绩效的影响

在委托代理关系下，高管进行多元化的动机来自于个人私利的需要，而不是取得市场竞争力、优化资源配置、减少交易成本等因素，因此这种多元化经营将会损害公司绩效。由于高管权力为这种基于自利因素的多元化动机提供了实现手段，因此权力越大，多元化动机成为现实的可能性越高，这种自利因素诱导下的多元化经营对公司绩效的损害越明显。同时，权力带来的过度自信效应会使高管高估投资收益而低估风险，更有可能错误地投资于净现值为负的项目，从而进一步损害公司绩效。综上所述，高管权力越大，自利因素引发的多元化动机的实现可能性越高，投资于低盈利甚至亏损项目的冲动也越高，从而给公司绩效带来更多的负面影响。因此，本文提出如下假设：

假设2：在相同条件下，高管权力越大，多元化对公司绩效的负面影响越重。

三、样本选择与研究设计

1.数据来源与样本选择

基于本文的研究目的，考虑到新会计准则的实施对数据可比性的影响，本文将研究区间定为2007～2011年共5个年度。本文的财务报表数据和股价数据均来自北京色诺芬信息服务有限公司提供的CCER中国证券市场数据库，财务报表附注数据来自于CSMAR数据库，统计软件为STATA11.0。对于数据缺失值，本文尽量采用手工方式加以补齐。

为确保研究结论的稳健可靠，本文剔除了如下数据：（1）金融和保险类上市公司；（2）中途退市或ST的上市公司；（3）资不抵债的公司；（4）主要变量分位数0.5%以下和99.5%以上的公司。进行这些剔除后，假设1共得到4788个公司－年度样本，假设2共得到3622个公司－年度样本。

2.变量定义

多元化的本质是企业进入多个行业展开经营，在多行业中配置资源。因此，研究中一般采用企业经营所跨的行业数目（N）来衡量企业的多元化程度。另外，为了考虑企业进入的每个行业的规模，现有研究还将每个行业的收入进行加权处理，形成衡量公司多元化的另外两个指标熵指数（EI）和H指数（H）。与这些研究相同，本文采用企业经营所跨的行业数目（N）、熵指数（EI）和H指数度量企业的多元化程度。其中，行业数目（N）和熵指数（EI）均为多元化程度的正向指标，而H指数则是多元化程度的负向指标。表1给出了所有变量的定义及计算方式。

表1 变量定义及计算方式

高管权力的基础在于有能力处理内外部的不确定性。国外成熟资本市场中高管权力探讨的主体为CEO，强调其决策权。在我国，董事长是公司的法定代表人，且在董事会闭会期间有代行董事会部分职责的权力，因此本文将高管权力定位为董事长权力。在Finkelstein模型的基础上，本文从组织权力（structural power）、所有制权力（ownership power）、专家权力（expert power）和声誉权力（prestige power）4个角度选取指标衡量高管权力［12］［13］［14］。其 中，组织权力采用董事长是否兼任CEO、董事会规模是否超过行业中位数2个指标衡量；所有制权力包括股权是否分散、董事长是否持股两个指标；专家权力采用董事长学历和董事长兼职衡量；声誉权力采用董事长任期年限衡量。上述指标从不同侧面刻画了高管权力，但每个指标都有局限性。本文采用主成分分析法综合上述指标，将第一个主成分（power）作为高管权力的衡量指标。

考虑到多元化是对资产的配置，相应的绩效指标应该是资产的收益能力，因此本文采用资产收益率（ROA）衡量公司绩效。同时，将公司规模（Size）、财务杠杆（Lev）、现金持有比率（Cash）、公司年龄（Age）、公司成长性（Growth）、托宾Q（TQ）作为控制变量。

3.计量模型

基于前人的研究成果［4］［5］［6］［7］［15］，本文构造如下的回归模型（1）和（2），分别研究高管权力与公司多元化之间的关系，及其对公司绩效的影响：

四、数据分析与结果解释

1.高管权力与公司多元化

本文采用主成分分析法对上述7个指标进行综合，以第一主成分作为高管权力的度量指标。在主成分分析中，球形Bartlett检验的值586.791，在1%的水平上双尾显著，KMO值为0.62，说明主成分分析的结果是可以接受的。主成分分析后，第一个主成分的方差贡献率为21.41%，特征根为1.50。基于白重恩等的研究［16］，本文将第一主成分作为高管权力的度量指标。

表2 主要变量的相关性（样本数量＝3622）

表2给出变量的均值、标准差和变量之间的相关系数。其中，样本公司的多元化程度存在明显差异，公司涉及行业数目的最大值为12，样本公司平均的上市年限为9.649年，平均年收入增长率为20.7%，平均的资产回报率为4.9%。相关系数中，多元化变量与高管权力基本上都显著相关，变量N、EI和H与高管权力变量Power的Pearson相关系数分别为0.021、0.041和－0.003，且全部显著。

表3给出了高管权力变量Power与多元化变量N、EI和H之间的回归结果。根据Hausman检验结果，采用固定效应模型进行回归拟合。表3显示，在控制了公司规模、财务杠杆、现金持有水平、公司年龄后，高管权力变量Power与多元化程度N显著正相关，回归系数及相应的显著性水平分别为0.178和1%；与多元化程度EI呈显著正相关，回归系数及相应的显著性水平分别为0.034和5%；与多元化程度H指数显著负相关，回归系数及相应的显著性水平分别为－0.013和5%。由于多元化变量N、EI是正向指标，而H指数是负向指标，因此，上述研究结果表明，在其他条件不变的情况下，高管权力越大，公司多元化程度越高。本文的实证研究结果支持了研究假设。正如前文所述，高管权力一方面为高管出于自利因素的多元化动机提供了实现途径；另一方面，权力引发的过度自信进一步加剧了高管的多元化投资冲动。

具体而言，由于我国上市公司特殊的治理特征，股权集中、内部人控制、控股股东的存在是我国公司治理中的普遍现象。在这种公司治理架构中，高管往往成为公司的决策者。在委托代理关系下，高管的利益与股东并不一致，高管往往以股东的利益为代价进行决策以满足个人私利。公司多元化即是高管自利因素导致的重要行为。现有研究也证实，我国上市公司的多元化动机更多地来自于高管的自利行为［4］［5］［11］［15］。公司治理结构使得高管出于自利因素而产生了多元化的动机，但将动机转化为实际的决策还需要实现的手段。权力作为高管对公司决策的控制能力，为这种转化提供了实际的可能。高管所掌握的权力越大，将个人的多元化动机转变成为真实决策的可能性越高。此外，权力诱发过度自信的心理机制也使得高管容易高估项目收益而低估项目风险，产生投资冲动，从而多元化的可能性更高。

表3 高管权力与公司多元化（样本数量＝4788）

2.对公司绩效的影响

在研究高管权力与多元化之间的关系对公司绩效的影响时，本文同样采用了面板模型，并基于Hausman的检验结果采用固定效应模型。从控制变量的角度看，公司规模Size、成长性Growth、滞后一期公司绩效ROA以及公司的行业前景与公司绩效显著正相关，而财务杠杆Lev与公司绩效显著负相关，说明控制变量控制了相关因素的影响。表4列示了基于模型（2）的回归结果，其中，行业数量指标N与ROA显著负相关，回归系数和显著性水平分别为－0.001和1%；熵指数EI与ROA显著负相关，相关系数和显著性水平分别为－0.010和5%；H指数与ROA显著正相关，相关系数和显著性水平则分别为0.011和10%。这些结果表明，我国上市公司的多元化损害了公司绩效。本文关注高管权力变量与多元化程度交乘项的符号，采用行业数量衡量公司多元化时，交乘项N×Power的系数为－0.001，并在5%的水平上显著；采用熵指数衡量公司多元化时，交乘项EI×Power的系数为－0.016，在10%的水平上显著；采用H指数衡量公司多元化时，交乘项H×Power的系数为0.009，在10%的水平上显著。显著的交乘项意味着高管权力进一步增加了多元化对公司绩效的损害，即高管权力越大，多元化对公司绩效的负面影响越重。

上述结果表明，由于公司的多元化动机主要来自委托代理关系下的个人私利，而非市场势力和资源配置等因素，这类多元化会损害公司绩效。权力为高管的多元化动机提供了实现途径，因此，高管的权力越大，自利因素诱使的多元化动机实现的可能性越高。此外，权力带来的过度自信使高管的投资冲动也较高，且由于对未来的估计偏于乐观，投资于亏损或低收益项目的可能性也增大，这些因素加剧了多元化给公司绩效带来的负面影响。

表4 公司绩效（样本数量＝3622）

3.稳健性检验

考虑到多元化作为一种手段，使得高管得以构建个人帝国，形成壕沟效应。因此，多元化也影响了高管权力的形成。为控制内生性问题的影响，本文将t－1期的高管权力作为t期高管权力的工具变量，对回归模型进行重新估计。同时，用当年的高管权力解释下一年度的公司多元化，在时间上存在的因果关系可以在一定程度上解决内生性问题。表5给出了回归中主要变量的回归结果。表5显示，在与多元化的3个回归中，t－1期的高管权力变量均表现显著，系数分别为0.066、0.014和－0.008，表明高管权力越高，公司多元化程度越高。在与公司绩效的回归中，t－1期的高管权力变量与多元化程度变量的交乘项的系数符号与前述相同且均表现显著，同样说明高管权力越大，多元化对公司绩效的负面影响越重。表5的结果显示，在采用t－1期的高管权力作为t期高管权力的工具变量时，本文的结果保持稳健。

此外，本文将董事长任期年限超过行业平均值的赋值为1，否则赋值为0。本文对7个高管权力指标进行加和处理，高管权力最大的为7，最小为0。以新的高管权力指标进行回归，研究结论保持不变。本文还以净利润为分母重新计算了ROA，结果也未能影响本文研究结论。出于篇幅考虑，本文没有列示这些回归结果。

表5 稳健性检验（样本数量＝3622）

五、研究结论与建议

本文以2007～2011年的上市公司作为研究对象，研究了高管权力对公司多元化的影响，以及由此带来的对公司绩效的影响。本文在研究中分别以行业数目、熵指数和H指数衡量公司多元化，从组织权力、所有制权力、专家权力和声誉权力4个角度衡量高管权力，研究结论如下：（1）高管权力与公司多元化显著正相关，即高管权力越大，公司的多元化程度越高。一方面，权力为高管将多元化动机转化为最终决策提供了实现手段；另一方面，高管权力引发的过度自信也使高管有更多的多元化投资冲动。（2）高管权力越大，多元化对公司绩效的负面影响越重。基于高管私利的多元化动机将损害公司绩效，随着高管权力的增大，多元化投资的冲动增加且成为现实的可能性更高，对公司绩效的负面影响越明显。

本文的研究结论揭示了高管权力对公司多元化的影响，以及由此带来的对公司绩效的影响。基于本文的研究结论，建议在分析公司多元化时不仅应关注多元化的动机，更应关注高管权力的影响。因为权力是高管将动机转化为实际决策的手段，所以资本市场监管者应从内外规制机制的角度提升高管财务决策的协同性。如我国2005年在国有企业中推行的建立规范的董事会试点工作，将原体制下原始的总经理负责制改为董事会制度，正是从决策者权力配置角度进行的内部机制协调。更重要的是，通过建立更为明晰的产权制度、促进市场中介组织发育、普及审计监督、健全公司治理机制和强化信息披露，对高管权力形成有效的外部约束制衡机制，使得公司决策脱离个人色彩而更为理性。

本文从高管权力视角对公司多元化进行了探讨，提供了高管权力、公司多元化和公司绩效之间关系的经验证据，但在研究中还存在一定的不足，主要表现在：（1）本文剔除了ST、资不抵债、中途退市的上市公司，并对研究样本进行了缩尾处理，这有可能造成样本偏误。（2）本文基于组织权力、所有制权力、专家权力和声誉权力4个角度，采用了7个指标衡量高管权力，是否还有其他更为合适的高管权力变量也是下一步研究中值得进一步思考的问题。

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