管理层权力、制度环境与企业资本扩张

贺 琛，陈少华，余 晴

（1.厦门大学a.管理学院；b.会计发展研究中心，福建 厦门361005；2.集美大学 工商管理学院，福建 厦门361021）

一、引言

资本投资是企业最重要的财务决策之一，是企业成长的主要动因和未来现金流增长的重要基础。虽然当前我国企业投资呈高速增长之势，但增长的背后仍存在诸多问题，如投资效率低下、受政府干预严重、投资决策程序和规范不健全等，其中投资效率低下是众多因素综合作用的结果。辛清泉等（2007）［1］以1999～2004年期间的样本研究发现，我国上市公司平均资本投资回报率仅为2.6%，远低于资本成本，整体投资效率水平低下。

影响企业投资效率的因素很多，Stein（2003）［2］指出，在众多影响因素中，最重要的是信息不对称和代理问题。连玉君（2009）［3］则认为公司的投资行为往往是由融资约束和代理问题共同作用的结果，前者主要源于公司与资本市场之间的信息不对称，后者主要源于企业内部管理层与股东之间的利益冲突，它们分别反映了内外部环境对公司投资行为的影响。国内外有关投资效率研究的文献，多从这两条主线展开。

但无论是代理成本视角还是信息不对称下的“融资约束”视角，沿袭的都是现金流量的分析思路，而忽视了可能更为重要的控制权因素的影响（如Aghion and Bolton，1992［4］；Hart，2001［5］等）同时，从控制权理论出发，研究控制权私利的文献也多集中于关注控股股东攫取控制权私利的行为（如李增泉等，2004［6］；李香梅等，2015［7］），而对内部管理层缺乏必要的关注。检索现有文献，目前国内以控制权理论出发，从高管控制权结构的角度展开对企业资本投资行为的研究并不丰富。同时已有的关于高管控制权结即管理层权力的研究视角多集中于对薪酬激励（吕长江和赵宇恒，2008［8］；权小锋等，2010［9］）、盈余管理（付欣、邓川，2013［10］；贺琛、陈少华等，2014［11］）、现金持有（杨兴全、张丽平等，2014［12］）等方面的影响，而对资本投资的影响则较少关注。另一方面，随着新制度经济学理论地位的奠定，将制度分析纳入到会计、公司财务的分析框架成为一大热点，对现实有较强的解释力，而我国正处于转轨经济的特殊背景则为本文的研究提供了良好的契机。

综上所述，本文立足于我国转轨经济的制度背景，以控制权理论和制度经济学为理论基础，从管理层权力的视角出发，选取2009～2013年我国A股上市公司的样本，沿袭经典的“制度—治理—企业行为”的分析框架，综合检验了管理层权力、制度环境和企业资本扩张之间的互动关系，为从高管控制权结构的角度来理解我国上市公司的资本投资行为提供了新的证据。

二、理论分析与研究假设

（一）管理层权力与资本投资

管理层权力是管理者个人执行自身意愿的能力（Finkelstein，1992）［13］，泛指管理层对公司治理结构的影响能力。这种能力的形成反映了企业剩余控制权配置的扩张特性，它一般是在公司内部治理出现缺陷、同时外部缺乏相应制度约束的情况下，管理层表现出的超出其特定控制权范畴的深度影响力（权小锋等，2010）［9］。现代企业由于两权分离和信息不对称，作为代理人的管理层能够控制更多的资源并从中获取高额的私人收益。而管理层的自利主义动机更加剧了其利用信息优势和手中的权力为个人谋取私利，其中投资扩张就是实现私利常用的方式之一，因为企业规模的扩大往往伴随着管理层薪酬待遇、职业安全和权力地位等方面的提高。

自Jensen（1986）［14］提出著名的自由现金流假说以来，现有文献多从现金流角度分析企业的资本投资行为，忽视了可能更为重要的控制权因素的影响。同时控制权理论的研究也表明，组织权力的过度集中以及相应监督机制的缺位容易导致权力的滥用，管理层权力越大，受到的约束与监督越少，其越有可能使用权力进行过度投资以谋取私利。Aghion and Bolton（1992）［4］突破传统现金流的分析框架，从控制权配置的角度分析了管理者的投资行为。Hart（2001）［5］也认为，基于不完全契约和控制权私利的考虑，仅从现金流量的角度分析管理层的行为往往不能得到令人满意的答案。Bebchuk and Fried（2003）［15］研究发现在实践中管理层权力的存在使得对管理层激励并非完全有效。高管控制权的增加，将打破股东、高管与外部监督者三者之间的权力制衡，造成高管的激励约束机制失灵，高管为追求自身利益最大化的败德行为也随之增加。综上所述，管理层权力的存在为管理者的投资扩张行为提供了条件，自利的管理者在企业内部地位越高，权力越大，受到来自组织内部和外部市场的监督越弱，他们更具备了机会和能力通过制定符合自身利益最大化的财务决策（如资本扩张）来最大化自身的私有收益，而不论其是否有助于增加企业价值。基于以上的理论分析，本文提出假设1。

H1：控制其他因素不变，管理层权力与企业资本扩张水平显著正相关，即管理层权力越大，企业的投资扩张现象越明显，过度投资的水平越高。

（二）制度环境、管理层权力与资本投资

Williamson（2000）［16］提出了著名的“制度—治理—企业”的三维度分析框架，对制度、公司治理结构和经济绩效之间的递进关系进行了解释，即制度决定公司治理结构，进而决定经济绩效，将企业治理作为影响制度与企业行为的中间桥梁。知名学者T.J.Wong 也曾指出，研究会计、公司治理等相对具体的问题，应该站在准确把握一国的制度和市场结构的基础上。

本文对企业行为仅聚焦于投资行为上，当前国内外对制度环境与企业投资效率的研究已积累了丰富的经验证据。Shleifer and Vishny（1994）［17］认为，政府对市场的干预会影响当地的市场化程度，使政治联系比较紧密的企业更容易获得贷款补助，其经营也往往不遵循利润最大化的市场原则，从而出现非效率投资。LLSV（1998）［18］认为，政府官员出于个人政治目的，往往利用手中的权力寻租，以追求官职晋升、灰色收益等个人利益的最大化，而实现政治目标的手段就是对所在辖区内的企业行为进行干预，导致企业过度投资，影响资源配置效率。国内学者的研究也得出相似的结论，杨华军和胡奕明（2007）［19］的研究发现，地方政府的控制和干预会显著增强企业过度投资的行为。张栋、杨淑娥和杨红（2008）［20］的研究指出，企业所在地区市场化程度越高，政府干预越少，金融环境越完善，企业的投资效率就越高。从假设1 的推理中可以发现，管理层利用权力寻租，以过度投资的手段获取控制权私有收益的行为本质上是代理问题的一种表现。如何有效缓解代理问题，除了在企业内部改善对管理者的激励契约外，增强外部制度环境的约束也是一种有效的路径。因此，本文提出假设2。

H2：控制其他因素不变，企业所在地区的制度环境越完善，管理层权力受到的制约越多，企业的过度投资水平越低，即制度环境对管理层滥用权力实施资本扩张的行为具有显著的制约作用。

三、研究设计

（一）数据来源

本文的财务数据主要来自CSMAR数据库，治理结构的数据主要取自CCER 经济金融数据库，制度环境的数据主要取自樊纲、王小鲁等编制的《中国市场化指数报告》（2011）［21］，关键指标管理层权力（Power）的数据主要通过查找CSMAR 的高管背景资料手工搜集整理而成，其它缺失的数据主要通过新浪财经网、巨潮资讯网补充。为保证结论的准确性，本文主要剔除了以下数据：①删除了金融行业的样本；②删除了ST、PT及净资产为负的样本；③删除了交叉上市即同时发行B 股和H 股的样本；④删除了样本期间内总经理职位发生变更的样本；⑤删除了财务数据、高管背景资料不全的数据，样本区间为2009-2013年①，经过上述筛选，有效数据共计3 417个观测值。考虑到宏观经济环境和行业环境的影响，本文还设置了行业和年度虚拟变量。本文还对处于0～1%和99%～100%区间的所有连续变量进行了缩尾处理（Winsorize），以控制极端值的影响。

（二）关键变量定义

1.管理层权力的度量

权力，从一般意义上理解，是指个体能实施其愿望的能力。管理层权力②来源于其管理工作的性质，而自古以来我国就存在“一把手”的权力文化，这种现象在我国企业中也普遍存在，即企业的经营决策权集中于总经理一人手中。这种管理层权力分布高度集中的现象，使我们在度量管理层权力的指标时，可以选择总经理权力来进行近似替代。

在管理层权力的衡量方面，国外文献已经使用的方法有：Finkelstein（1992）［13］构建了CEO 的权力模型，将CEO的权力划分为组织上的权力、所有权权力、专家权力和声望权力。Hambrick and Finkelstein（1995）［22］认为CEO兼任董事长和经理持股会增加管理层对董事会的控制进而影响其薪酬。Bebchuk 等（2002）［23］认为管理层权力较大的企业主要存在于股权较分散的公司。Hu and Kumr（2004）［24］以CEO 与董事长的两职合一、CEO 任职年限、CEO是否2年内退休及企业是否存在有大股东、董事会独立性等指标综合反映管理层权力强度。Cheng（2005）［25］以企业业绩连续5年都处于同行业最后25%区间而CEO 第6年仍未离职的企业作为管理层权力较大的研究样本。国内研究方面，吕长江和赵宇恒（2008）［8］选取总经理是否兼任董事长、总经理任职期限等指标来度量管理层权力。卢锐（2008）［26］以董事长与总经理是否两职合一、企业股权制衡度、高管任职年限三个维度刻画管理层权力强度。权小锋等（2010）［9］从管理层结构权力、CEO 任期、董事会规模、董事会中内部董事比例、国企金字塔控制链条深度五个方面进行主成分分析构建了管理层权力的综合指标来衡量管理层权力强度。赵纯祥和张敦力（2013）［27］借鉴Finkelstein（1992）［13］的思路从三大维度度量了管理者权力，即以总经理与董事长两职兼任情况代表结构权力，以经理任期长短代表专家权力，以学历代表声望权力，但该作者认为我国民营企业高管一般通过金字塔形式间接持股，直接持股比例较低，在国有控股上市公司中甚至更低，持股数量并不能代表管理层的所有权权力，故该作者构建的管理层权力维度并未包括所有权权力。

综合国内外研究可以发现，管理层权力在计量上还存在一些争议，不宜盲目照搬，而应结合我国的制度背景选择更切合实际的变量。Hambrick and Finkelstein（1995）［22］的研究认为管理层持股能体现管理层权力的观点在我国可能不适宜，因为我国的管理层持股数量和比例太低。Cheng（2005）［25］的做法也不贴合国内实际，因为目前并没有有力证据表明上市公司以其同行业公司业绩作为高管人员续聘的标准。Hu and Kumr（2004）［24］的研究所选取的变量较为全面，有值得借鉴的地方。但联系国内实际，2001年中国证监会发布的《关于在上市公司建立独立董事制度的指导意见》更多地体现为一种强制性的制度变迁，使得我国上市公司独立董事的独立性和有效性仍然存在疑问，所以尚不能武断地使用独立董事比例或者外部董事比例来反映管理层权力的强度。因此，鉴于Finkelstein（1992）［13］构建的CEO权力模型在理论上的优越性并在国内也得到了广泛应用，本文也拟从组织权力、所有权权力、专家权力和声望权力四大维度衡量管理层的权力强度，即总经理与董事长的两职兼任情况、股权制衡度、总经理的任职年限、总经理的从业来源，但不同于赵纯祥和张敦力（2013）［27］的研究，本文的研究补充了声望权力这一维度，因为相对于外部空降兵，从企业内部提拔的管理层通常对企业业务、资源状况、员工习惯更加熟悉，与员工的磨合也更加容易，在企业内部人中享有更大的威望，从而更容易形成领导权威，这在一定程度上能够反映管理者的职业声望。四大权力维度的度量均使用0、1虚拟变量进行定义，管理层权力强度（Power）则在上述四个子指标的基础上建立，当四个子指标之和大于等于3 时，Power 取值为1，表示管理层集权，否则为0。

2.制度环境的衡量

制度环境是一系列用来建立生产、交换与分配基础的基本的政治、社会和法律基础规则，它既可能是正式的，也可能是非正式的，是一个相对宽泛的概念，通常包括市场环境、经营环境、法制环境甚至社会风俗、文化等方面。受限于数据的可获得性与搜集成本，本文对制度环境的刻画主要基于正式制度展开，参考国内相关文献，本文采用了樊纲、王小鲁、朱恒鹏主编的《中国市场化指数——各地区市场化相对进程报告》（2011）［21］度量制度环境。但由于樊纲等（2011）［21］报告的数据仅截止到2009年，因此本文参照杨记军等（2010）［28］、姚曦和杨兴全（2012）［29］等的方法，将2010-2013年相关指标的数据依据前面若干期的相关指数进行了推算，例如，2010年的指数等于2009年的指数加上2007、2008和2009年三年相对于前一年指数增加值的平均数，本文所有变量定义汇总如表1。

（三）模型设定

模型1：企业资本扩张的计量模型

本文考察的资本扩张主要指投资扩张，具体以企业过度投资的程度进行计量。Richardson（2006）［30］通过一个估值模型来测算企业的预期投资水平，然后提取该模型OLS 回归的残差作为非效率投资的衡量，残差为正表示过度投资，残差为负则表示投资不足。国内学者辛清泉（2007）［1］、杨华军（2007）［19］等均运用修正后的Richardson 模型对我国企业的投资效率进行了分析。李青原（2009）［31］曾指出，将Richardson（2006）［31］的模型应用于与截面回归是度量企业预期投资支出较好的模型。鉴于该模型在国内经验研究中的广泛应用，本文借鉴以上文献，也采用了修正后的Richardson（2006）的方法，具体如下：

通过模型（1）的OLS回归，提取残差，保留残差为正的部分，作为企业t年度的过度投资水平（OverINV）。同时，鉴于本文重点研究的是企业的投资扩张问题，参考代彬（2012）［32］的方法，将残差为负的样本直接赋值为0。模型1的残差将作为模型2的被解释变量。

模型2：管理层权力、制度环境与投资扩张的计量模型

本文构建多元线性回归模型，并加入管理层权力与制度环境的交互项，以揭示二者的互动对企业投资扩张的影响。基于现有文献和实践经验总结，企业的实际投资支出还受到投资机会、融资约束、公司治理等因素的影响，本文还控制了投资机会、杠杆比率、企业治理结构等变量。但考虑到托宾Q具有较严重的衡量偏误，在我国资本市场的适用程度有限，本文用主营业务收入增长率Growth 作为企业投资机会的代理变量。而企业的投资决策除了受管理层的影响外，控股股东也是重要的影响因素，故本文还控制了第一大股东持股比例与实际控制人性质。具体的模型设定如下：

表1 变量定义及说明

续表1

四、实证分析

（一）描述性统计

表2 对本文主要变量进行了全样本描述性统计。可以发现，过度投资OverINV 的均值和中位数分别达到0.0390 和0.0350，表明我国上市公司过度投资的现象明显。经推算后的市场化进程Mkt 最大值为14.4951，最小值仅为-0.7252，说明不同省份的市场化水平差异显著，制度环境表现出明显的地区差异。在公司治理结构方面，第一大股东持股比例Top1 均值为35.62%，最大值达到了84.11%，说明我国上市公司“一股独大”的现象明显，企业普遍存在一个终极控股股东。前五大股东持股比例的平方和Herfindahl_5 均值和中位数分别为0.1625 和0.1293，总体水平较低，说明其他股东对第一大股东的制衡能力有限。独立董事比例pond 均值为36.98%，超过了1/3，说明了自2001年中国证监会发布《关于在上市公司建立独立董事制度的指导意见》以来，我国上市公司基本推行了独立董事制度。实际控制人State 的均值达到了0.5976，超过了0.5，说明从数量上仍然是国有企业居多，这与当前我国企业分布的现状基本一致。

表2 主要变量描述性统计

（二）相关性分析

表3是对本文主要解释变量之间的Pearson 相关性分析，可以发现，自变量之间相关系数的绝对值普遍较小，除股权制衡度Herfindahl_5 与第一大股东持股比例Top1 之间的相关性较高外（达到了0.9601），其余变量均不超过0.5。因此，可以初步判断模型基本不存在严重的多重共线性问题，但此判断是否可靠，下文的回归分析将通过VIF 检验做进一步验证。

表3 主要自变量的Pearson相关系数

续表3

（三）回归分析

1.全样本OLS回归

本文在控制年度和行业的固定效应的情况下对模型2-模型5 进行了全样本混合截面OLS 回归，结果如表4 所示。可以发现，模型显著地通过了F 检验，且调整后的R2均达到了30%以上，模型整体的拟合程度较好。VIF 检验显示所有变量的vif 值均低于10，平均vif 值也在5 以下，符合一般的经验法则，说明自变量之间基本不存在严重的多重共线性问题，这也与上文的Pearson相关系数检验的结论一致。总体而言，本文的模型设定及变量选择较为合理。

表4 模型2-模型5的全样本OLS回归结果

续表4

通过表4 的分析可以得到以下结果：从模型2到模型3，无论是采用管理层权力虚拟变量Power还是积分变量Power_n，管理层权力与企业过度投资水平之间的均表现为正相关，其中采用管理层权力的虚拟变量Power在5%的水平上显著，而采用管理层权力的积分变量则在统计意义上有所减弱，趋近于10%的水平显著，造成该现象的原因可能与管理层权力的计算方法有关，采用分组变量能更明显的区分出管理层权力大与权力小的样本组，从而表现出更好的统计意义。由此可以得出结论，管理层权力越大，企业越容易发生过度投资，这与理论分析一致，假设1基本得到验证。模型4与模型5在考虑了制度环境的交互作用后发现，市场化进程Mkt 与管理层权力的交乘项Power*Mkt、Power_n*Mkt 系数分别在10%与5%的水平上显著为负，表明企业所在地区的市场化进程越高，政府干预越少，市场信息越透明，管理层滥用权力实施过度投资的强度也越弱，企业投资决策也越趋于理性，因此制度环境对管理层权力的约束作用确实存在，假设2也得到验证。

在控制变量方面，模型2-模型5 的绝大部分公司特征变量均表现出较高的显著性水平。其中，资产负债率Lev在1%水平上显著为负，说明企业资产负债率越高，管理者过度投资水平越低，这在一定程度上验证了负债具有治理作用，能作为约束管理者的一种机制，从而抑制企业过度投资。企业规模Size在1%的水平上显著为正，说明规模越大，管理层可以控制的资源更多，实现个人私有收益的可能性更大，也就越有动机进行过度投资，从而达到迅速扩大企业规模的目的，这和管理层控制权理论的预期一致。企业的投资机会Growth 也在1%的水平上显著为正，说明公司在具备较好的投资机会时也会扩大投资规模，符合经典的投资理论。企业自由现金流FCF 的系数基本在10%的水平上显著为正，这与Jensen（1986）［14］提出的自由现金流假说一致。管理者薪酬Salary在1%的水平上显著为正，说明了基于薪酬契约，管理者有着利用过度投资的手段最大化自身薪酬水平的强烈动机。而公司治理相关的控制变量则总体表现出较弱的统计意义，其中在股权结构上，企业第一大股东持股比例Top1和股权制衡度Herfindahl_5 均不显著，说明股东对管理层的监督作用有限，也基本符合我国企业普遍存在“所有者缺位，内部人控制”的现象。在董事会结构上，董事会规模Board 虽然在5%的水平上显著，但符号为正，说明董事会人数越多，董事之间的摩擦成本越大，董事团队内部的不团结使其更容易被经理层控制，导致董事会的监督作用下降。而独立董事比例Pond 未表现出统计意义上的显著性，说明独立董事在公司治理中的作用依然有限，它能否真正保持独立性，起到对管理层的约束作用仍然值得怀疑。

本文一个有趣的发现是最终控制人性质State的系数在1%的水平上显著为负，说明相对于国有企业，民营企业管理者过度投资的强度更高，这和大多数文献的结论不一致，也与人们直观看法想左。一方面，从公司治理角度分析原因，通常好的治理结构一般具有股权较为集中、董事会规模较大、独立董事比例较高、董事和经理层的激励力度较大等特征。从民营企业的特点看，由于股权相对分散，董事会规模也较小，从而不利于对经理层过度投资的约束。另一方面，从政府监管的角度，国有企业相对于民营企业受到的来自政府的监督更为严格，这也可能导致管理者受到的约束更多，最终表现为过度投资水平的降低。

2.分组检验

为进一步检验制度环境的差异对管理层过度投资的影响，本文按照市场化进程Mkt 的中位数将样本分为了高市场化进程与低市场化进程两组，分别检验企业处于不同的制度环境时，管理层权力对企业过度投资的影响。结果如表5 所示，可以发现在高市场化进程组，无论是模型2还是模型3，管理层权力变量Power与Power_n均不显著，而在低市场化进程组，管理层权力变量Power与Power_n与过度投资OverInv 分别在1%和10%的水平上显著正相关，说明了制度环境越好的地区，管理层滥用权力进行过度投资的水平越低，从而进一步验证了制度环境的约束作用。

表5 模型2与模型3的分组检验的OLS回归结果

五、稳健性检验

本文对正文主检验的结论又执行了以下稳健性检验：①变换回归方法。由于本文的数据结构实际上是一个跨度期为5年的面板数据（Panel Data），而Peterson（2009）［33］研究发现，如果仅对面板数据进行简单的OLS 分析，可能导致估计的标准差被低估，从而导致t 统计量高估。为克服这种误差，本文参考Peterson（2009）［33］的处理方法，在正文主回归的基础上，按公司和年度两个维度对t 统计量进行了群（Cluster）调整，发现结论依然不变。②变换关键解释变量。由于制度环境是一个内涵丰富的综合变量，市场化进程仅反映了其中一个维度，而较高的市场化程度通常与较高的法律保护水平相联系。参考王鹏（2008）［34］的研究，市场化进程和投资者法律水平的的提高均有利于降低代理成本。故本文以樊纲等（2011）［21］的市场中介和法律制度环境得分作为公司所在地法制化水平（Law）的代理变量，从投资者法律保护的角度刻画制度环境，并以法制化水平Law 替代市场化进程Mkt 同样执行了全样本与分组检验的OLS 回归，结果也基本不变。因此，从补充测试的结果看，本文的结论基本稳健。

六、结论与政策建议

综上所述，本文的假说1 和假说2 均得到验证，说明按照经典的“制度—治理—企业行为”的分析框架，从高管控制权和制度环境的角度解释企业的资本投资问题是一条可行的路径，从而弥补了现有文献多集中于从自由现金流角度分析企业投资问题的不足。同时，本文还进一步发现，管理层过度投资的问题在民营企业表现的更严重，这可能与民营企业的治理结构发展的不完善和政府监管的薄弱有关。

本文的结论为从高管控制权与制度环境的角度理解我国上市公司的资本投资行为提供了新的证据。因此，为引导企业更高效、理性的投资，笔者认为在宏观层面，应正确认识和把握政府与市场在资源配置中的辩证关系，进一步完善外部治理环境，如逐步降低政府干预程度，推进市场化管理李小坚（2014）［35］；在现阶段法制环境建设基本完善的情况下，加强执法力度；借鉴西方发达国家的做法，强化职业经理人市场的建设，有效发挥声誉机制的监督效应同时鼓励更多地银行积极参与到上市公司的监管中（陈旭、李娜，2014）［36］等。而在微观企业层面，企业在制定资本投资决策的过程中，重视管理层权力的影响，完善公司治理结构，优化对管理层的激励，实现内部权力的有效制衡（特别是强化董事会的监督作用），从而有效地控制管理层的代理问题，切实地保护中小投资者的合法权益。

注 释：

①由于Richardson（2006）基于自由现金流的过度投资模型用到了滞后一期的数据，故本文实际的样本跨度期为2008—2013年，特此说明。

②管理层权力是一个比较复杂的概念，它通常是指管理层契约权力、剩余权力以及信息权力的综合体。本文所研究的管理层权力并不是指高管人员的经营权力，而是泛指高管人员对公司治理结构（如董事会、监事会甚至股东大会）的影响能力。

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