管理者权力、产权性质与企业投资同群效应

张敦力　江新峰

(中南财经政法大学 会计学院，湖北 武汉 430073)



管理者权力、产权性质与企业投资同群效应

张敦力江新峰

(中南财经政法大学 会计学院，湖北 武汉 430073)

基于对管理者权力相关理论的探讨，本文研究了管理者权力如何影响企业投资的同群效应，并考察这一影响在不同产权性质企业中的差异。研究结果表明，管理者权力对企业投资同群效应具有抑制作用，管理者权力越大，企业在进行投资决策时会越少考虑行业中其他企业的投资决策。但是这种影响在不同产权性质的企业中表现不同，在非国有企业中，上述影响更加明显。本文从企业投资同群效应的视角探讨了管理者权力在企业决策中发挥的作用，为管理者权力的薪酬控制理论、风险偏好理论提供了经验证据。

管理者权力；产权性质；企业投资；同群效应

一、引言

投资决策不仅影响企业的市场价值，而且会影响整个社会经济运行，因此历来受到学者关注。前期研究多基于企业投资决策独立于行业投资的逻辑，将企业投资行为视为一系列可观测企业特征的函数，忽略了同行业企业投资行为对企业投资决策的影响。证据表明，投资者相互学习、相互模仿的现象较为普遍，并且在固定资产投资中更是如此[1]。同群效应(peer effect)是指企业在进行财务决策时受到相同行业中其他企业决策影响，模仿其他企业财务决策的现象[2]。就企业投资的同群效应而言，从动机理论来看，该现象的产生源于企业高管在进行投资决策时出于一定的原因盲目或有意模仿同行业其他企业，而忽略了自己拥有的私有信息。这在一定程度上反映了管理者与投资者之间的代理问题。代理问题的存在使得企业运营效率低下，股东利益最大化的企业经营目标无法达成。从经济后果来看，投资同群效应的出现使得企业投资更易出现投资过度或投资不足，从而损害投资效率。现代企业中企业的所有权与经营权掌握在不同主体手中，股东将经营企业的权力移交给管理层，管理层有权做出企业财务决策。已有研究表明，管理者权力对企业股利政策、管理者薪酬契约设计均有重要影响。那么，管理者权力能否以及如何影响企业投资的同群效应？中国存在两种性质差异悬殊的企业，国有企业与非国有企业在外部公司风险、内部公司治理以及公司行为等方面存在较大不同。譬如国有企业的经营目标并非单纯实现企业价值最大化，社会、政治等非利润目标也是其重要考量因素。此外，行业保护和政府控制会对市场力量塑造国有企业管理者薪酬契约的能力产生影响。那么管理者权力对企业投资同群效应的影响在不同产权性质企业中是否具有差异？上述问题尚未得到深入探讨。

本文利用我国沪深A股上市公司数据，研究企业投资的同群效应是否受到管理者权力的影响，并进一步探讨这种影响在不同产权性质企业中的差异。研究发现，管理者权力能够发挥抑制企业投资同群效应的作用；管理者权力越大，企业在进行投资决策时会越少考虑本行业中其他企业的投资决策，两者之间的关系可以用管理者权力的薪酬理论以及风险偏好理论解释，但是这种影响存在企业产权性质层面的异质性，在非国有企业中，上述影响更加显著。

本文的研究意义与价值体现在如下两点：其一，与以往研究不同，本文突破企业自身因素，从企业决策外部影响的视角考察企业投资行为，这既是对投资理论研究的拓展，又从新的研究视角探讨我国企业投资中存在的问题。其二，本文从企业投资同群效应的视角探讨了管理者权力如何影响企业决策过程，为薪酬控制理论、风险偏好理论对管理者权力应用的解释提供了经验证据，同时指出企业投资同群效应的影响因素，为企业投资效率的提升提供依据。

二、文献回顾与假说提出

企业在进行投资决策时受到同行业中其他企业决策影响，跟随其他企业决策的现象被称为企业投资中的同群效应。Manski指出，在不同的研究领域，同群效应也被称为“模仿效应”、“传染效应”、“羊群效应”、“跟风行为”等[3]。同群效应在资本市场投资者、分析师对公司的评价等领域受到学者的广泛关注[4]。Scharfstein和Stein研究了基金管理人的投资决策并指出，基金管理人对声誉的顾虑导致了基金投资行为的同群效应。基金管理人的声誉会因为投资人对他们能力的不信任和投资业绩的不满而受到损害，这将影响其职业发展。而与行业中其他基金管理人的投资选择一致能够获得至少与行业平均收益率持平的投资收益，这可以帮助基金管理人保护自身声誉[5]。Brennan和Li则认为，薪酬契约设置导致了同群效应的产生。若经理人的薪酬取决于其投资的相对业绩，这将促使经理人更倾向于与行业中其他经理人保持一致以维护自己的薪酬[6]。

上市公司的高管，尤其是董事长或CEO往往拥有较大权力。管理者权力反映了公司的管理者影响企业决策制定和执行的能力。理想情况下，依据公司制企业的制度安排，企业高管会被授予企业日常经营过程中的部分特定控制权，股东掌握企业的剩余控制权。事实上，股权分散导致中小股东通过剩余控制权行使权利的交易成本极大，公司董事会成为降低交易成本、提升企业监管效率的重要制度设计。但完备的契约安排很难达成，在种种非效率因素的影响下，董事会又会将剩余控制权转移到企业高管手中[7]。企业高管同时掌握特定控制权与剩余控制权，拥有了较大的权力从而能够对企业决策进行干涉。管理者权力对企业投资同群效应的影响主要体现在以下两个方面：

第一，管理者权力影响企业薪酬契约的设计与执行。公司制企业的所有权与经营权分属不同主体，在管理者代表公司股东经营企业的过程中不可避免地存在两方之间的代理冲突，管理者的薪酬契约被认为是降低代理成本、提升公司运营效率的一项重要机制。薪酬契约设计的目的是对管理者进行激励以促使其努力为股东工作。但是由于管理者的努力程度往往难以测度，以同行业企业绩效作为考核标准的相对绩效考核机制(relative performance evaluation)在企业中得到了广泛应用[8]。根据方军雄的分析，在相对绩效考核体系之下，管理者的经营业绩不仅依赖于其自身努力，同时依赖于同行业企业表现。超越同行业其他企业的业绩就是优良的业绩，可以帮助管理者领取更多报酬。而在业绩表现较差时，以同行业企业业绩为标杆，只要没有低于同行业企业平均业绩水平，报酬依然可观[9]。企业投资决策通常具有一定的持续性，会影响当期和后续期间的经营业绩，当管理者做出与行业投资保持一致的决策时，企业业绩水平与行业平均水平不会有巨大差异，其薪酬水平也就相对平稳。因此，相对绩效考核机制会使企业出现更为严重的投资同群效应[6]。学者对管理者权力相关问题探讨的结论表明，管理者权力会影响管理者薪酬契约的制定与执行。Bebchuk和Fried研究认为，企业高管的权力会影响其自身薪酬的决定过程，管理者权力越大，他们在薪酬制定过程中的寻租能力就越大[10]。因此，管理者可以利用手中的权力影响薪酬制度的制定以减少相对绩效考核机制对自身薪酬的影响。这会在一定程度上减少企业投资的同群效应。另外，管理者拥有的权力越大，其通过其他途径获取私人收益的可能性就越大。譬如高权力管理者更有条件进行在职消费以获取隐性收益。此时，管理者不必完全依赖薪酬契约获得报酬，这进一步削弱了相对绩效评价机制带来的影响。因此，当管理者权力较大时，薪酬契约设计顾虑下的投资同群效应会减少。

第二，管理者权力增加了管理者财务决策中的风险偏好。代理理论假定管理者具备风险中性或风险回避特征而忽略其可能偏好风险的事实[11]。社会心理学研究表明，权力改变了个体的基本心理过程，对待风险的态度取决于个体权力的大小[12]。Anderson和Galinsky发现个体权力与风险行为之间呈现正相关关系，他们的研究表明，拥有权力的个体更加关注由风险参与带来的潜在回报，并且权力增加了他们对风险回报的乐观预期，从而进一步加剧了风险行为[13]。Galema等探讨了印度小额贷款机构中CEO权力对其风险承担的影响，他们证实，拥有较大权力的CEO享受更多的决策自由，这种自由使得他们可能做出更为极端的决策，从而增加公司经营风险[14]。就企业投资决策而言，与行业投资相一致的投资对于管理者来说无疑是低风险的。这样做不仅可以维持较高的薪酬水平，并且能避免投资失败带来的声誉损失。然而，为了追求潜在回报，拥有高权力的管理者倾向于追求风险，避免与行业投资一致，从而减少了企业投资的同群效应。由以上分析可以得出本文的第一个假说：

H1：限定其他条件，企业管理者拥有的权力越大，企业投资同群效应越不明显。

中国企业产权性质存在二元特征，国有企业与非国有企业在公司治理与公司行为等方面存在显著差异，并且在经理人薪酬决定机制方面存在区别。国有企业所有者缺位使得国有企业的实际控制人为国有资产管理机构，其经营活动较容易受到国家意志的干预。国有企业的经营目标并非单纯实现企业价值最大化，社会、政治等非利润目标也是其重要的考虑因素。此外，行业保护和政府控制会对市场力量和管理者塑造国有企业管理者薪酬契约的能力产生影响。国有企业管理者薪酬存在事实上的政府管制[15]。譬如2014年中共中央政治局召开会议通过了《中央管理企业负责人薪酬制度改革方案》，对中央所属企业高管薪酬进行较为严格的限制，并要求其他国有企业参照执行。由于受到国家政策的强制性规定，相较于非国有企业，国有企业管理者权力对其薪酬契约的影响更小。另外，周宏等指出，企业所有权性质会对企业是否实施相对绩效考核机制产生影响。国有企业较少实施这一考核机制[16]。这时管理者权力无法通过干预薪酬契约的设计与执行来减少企业投资同群效应。同时，管理者风险偏好在不同性质企业中存在异质性，而风险偏好的差异必然导致企业投资行为的不同。伴随着中国市场化进程的推进，国有企业管理者的行政等级制度正被逐步取消，但是政府部门仍然掌握国有企业管理者的任命权。大多数国企高管具有企业家与政府官员的双重身份。相较于非国有企业管理者，他们更加注重政治升迁，并且更加厌恶风险。基于对政治利益的考虑，他们更倾向于追求企业业绩在任期内的稳定增长以保护自己的政治声誉[17]。张铁铸指出，风险厌恶型管理者做出的投资决策更为保守[18]。Shleifer和Vishny的研究表明，追求政治晋升的高管常常进行低水平的重复建设[19]。这将减弱基于风险偏好解释的管理者权力对投资同群效应的抑制作用。由此，相较于非国有企业的管理者，国有企业管理者权力对企业投资同群效应的抑制作用更弱。基于上述理论分析，我们提出本文的第二个假说：

H2：限定其他条件，管理者权力对投资同群效应的抑制作用在非国有企业中更显著。

三、研究设计

(一)模型与变量

本文考察企业管理者权力对企业投资同群效应的影响，并区分企业产权性质对这一问题进行探讨。借鉴Leary和Roberts以及方军雄的研究[2][9]，采用的回归模型如下：

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

(1)

模型(1)中，I为企业投资，是本文的被解释变量，借鉴张敦力和江新峰、方军雄等学者的变量设计规则[9][20]，本文以企业购建固定资产、无形资产和其他长期资产支付的现金变动数与企业期初总资产金额的比值进行衡量。Iind为行业投资，以企业投资在行业中的中位数衡量。Power为管理者权力变量，有Power1和Power2两个具体指标。借鉴卢锐、况学文和陈俊等学者的研究成果，选取企业董事长与总经理兼任虚拟变量衡量Power1[21][22]。同时，Finkelstein指出，管理者权力由结构、专家、声望以及所有权权力等内容构成[23]。考虑到我国上市公司中，管理者持股比例普遍偏低，不足以形成所谓的所有权权力。因此，借鉴赵纯祥和张敦力的做法[24]，本文以管理者两职兼任代表结构权力，以管理者学历代表声望权力，以任期代表专家权力，从三个维度对管理者权力进行测度，并参照权小锋和吴世农的做法构造得分变量衡量Power2[25]。Control为借鉴相关研究设定的控制变量，包括：(1)公司经营特征变量，如企业规模(Size)、公司货币资金规模(Cash)、公司经营现金净流量(Ocf)、固定资产比率(Fa_r)、成长能力(Growth)、总资产收益率(Roa)、资产负债率(Lev)、上市年限(Ltime)等；(2)公司外部环境特征变量，如投资机会(Tobin Q)、企业面临的市场竞争程度(HHI)；(3)公司治理特征变量，如第一大股东持股比例(Frist)、董事会规模(Board)、独立董事比例(Ind_r)等。另外，本文以公司产权性质(State)作为分组变量。在回归分析时，除公司治理特征变量外，其他控制变量取滞后一期数据。变量定义情况见表1。

根据Leary和Roberts以及方军雄的研究，投资同群效应的测度可以表示为企业投资的变动相对于行业投资变动的敏感程度[2][9]。就模型(1)而言，企业投资变动对行业投资变动的敏感程度可以表示为(β1+β2×Power)。学者研究发现，无论美国市场还是中国市场，企业投资均存在一定程度的同群效应，也即系数β1应当为正，在本文中，若管理者权力能够抑制企业投资同群效应，则系数β2应当显著为负。

Our English classes are wonderful.每次的英语课“三分钟热身”环节，同学们都要上演一出出搞笑的英语课本剧。Indeed，we are crazy about role playing！

表1 变量定义表

(二)样本选取与数据来源

本文采用2002～2012年中国沪深A股上市公司的数据进行实证分析，由于控制变量中有滞后变量，实际样本区间为2003～2012年。本文依据以下规则进行数据筛选：(1)剔除在样本期间受到特殊处理的公司数据；(2)剔除金融保险类公司数据；(3)剔除上市后经历时间小于一年的公司数据；(4)剔除行业中公司数目低于10家的公司数据；(5)剔除变量数值不全的公司数据。经过上述处理本文获得公司年度样本5745个，为避免异常值对结果的影响，本文对所有连续型变量进行了上下1%分位数的缩尾处理。文中财务数据源自CSMAR数据库，管理者权力数据依据管理者个人资料手工计算得到。

四、实证检验

(一)变量的描述性统计与相关性分析

本文首先对变量进行描述性统计，结果显示我国企业投资变动占期初总资产的比重平均为1.2%，最大值为244.9%，且中位数为0.1%，表明投资行为在不同企业之间存在异质性特征，中位数大于零表明多数企业会增加投资。行业投资变量的标准差为0.008，波动较小。就管理者权力表征变量而言，总经理与董事长两职合一样本占总样本的14.2%，表明拥有结构权力的管理者并不太多；权力积分变量均值为1.158。就控制变量而言，企业持有的货币资金和固定资产存量在总资产中占比分别为19.2%和30.2%，经营现金净流量在总资产中占比为6.4%。本文同时检验了主要变量之间的Pearson相关系数，结果表明变量I和变量Iind间具有显著的正相关关系。这与方军雄的发现一致，说明我国企业投资行为在一定程度上存在向行业投资看齐的同群效应[9]。同时，各个变量之间的相关系数均未超过0.5，表明模型不存在严重的多重共线性。

(二)实证结果分析

我们首先对管理者权力如何影响企业投资同群效应进行验证；进而依据企业产权性质，分国有组与非国有组分别进行回归。通过比较两组样本回归中管理者权力对企业投资同群效应的影响差异来探究企业产权性质对两者关系的影响。本文通过面板回归分析进行假说验证，并按照Driscoll和Kraay的方法对标准误进行修正从而控制数据之间可能存在的异方差、序列相关等问题[26]。本文使用的统计软件为STATA13.0。

表2汇报了模型(1)的回归结果。回归(1)与回归(4)为全样本回归，回归(2)、(3)、(5)、(6)为以企业产权性质作为分组变量进行的分组回归，所有回归的因变量均为企业投资表征变量I。通过对全样本回归结果的分析可知，无论以两职合一抑或是权力积分作为管理者权力的衡量指标，管理者权力与行业投资的交乘项均在1%的显著性水平上显著为负。这表明，管理者权力可以起到抑制企业投资同群效应的作用。管理者权力越大，其风险偏好越强烈，从而更有可能摒弃与行业投资一致这一较为安全的投资方式，并且其具有的控制力可以对薪酬契约进行干预，减少薪酬与企业业绩之间的敏感性，从而减轻投资失利带来的个人效用损失。这在一定程度上抑制了管理者进行趋同投资的欲望，因而本文假说1成立。通过对分组回归系数进行分析可知，管理者权力表征变量Power1以及Power2与行业投资表征变量Iind的交乘项在非国有企业分组中均在1%的显著性水平上显著为负，在国有企业分组中虽然同样为负，但是并不显著，两个分组中的结果显著不同。这表明由于我国存在二元所有制体制，管理者权力对企业投资同群效应的影响在不同产权性质企业中出现了差异。在国有企业中，管理者薪酬水平多取决于政府部门制定的标准，管理者权力很难干预薪酬契约的制定与执行，而且基于晋升动机的国有企业管理者的投资行为更多表现出低风险偏好，因此管理者权力对企业投资同群效应的抑制作用在非国有企业中更加显著，假说2得到经验证据的支持。

同时还可以看到，行业投资变量Iind的系数在所有回归中均在1%显著性水平上为正。这表明，企业投资与行业投资显著正相关，也即虽然管理者权力对企业投资同群效应的影响存在体制层面的异质性，但是总体而言我国企业投资中的同群效应是存在的。这与方军雄的研究结论一致[9]。

就控制变量而言，企业投资与企业规模(Size)以及固定资产比率(Fa_r)负相关。这一结果意味着，随着企业规模尤其是企业固定资产规模的增加，企业会在一定程度上减少增量投资，实现由增量资产向存量资产的转变。同时，企业货币资金规模(Cash)和企业投资机会(Tobin Q)与企业投资正相关，这表明随着企业货币资金持有量以及投资机会的增多，企业也会增加投资。这是因为企业投资由投资机会驱动，并且受制于企业自身拥有的资源，企业货币资金持有量是企业投资行为得以顺利进行的资源基础，而投资机会则是企业投资的外部条件。企业经营现金净流量(Ocf)和资产负债率(Lev)与企业投资负相关，说明经营活动对资金的占用以及外部资金的过分使用影响了企业投资行为。另外，企业治理情况也会显著影响企业的投资行为。这些结论与相关文献研究结论一致。

表2 管理者权力与企业投资同群效应的回归结果

注：括号内数据为回归系数对应的t统计量；*、**、***分别表示在10%、5%、1%的显著性水平上显著。下表同。

(三)稳健性检验

为验证本文研究结论的稳健性，本文进行了如下稳健性测试：

首先，有关企业投资同群效应研究中存在的一个问题是，无法轻易辨别企业采取与行业同样的投资决策到底是基于对行业中其他企业的盲目模仿还是行业面临相同的投资机会所导致的投资趋同。如果不对这一问题进行很好地辨别，所得结论将缺乏可靠性。

为减轻这一问题带来的影响，我们借鉴张敦力和江新峰以及Knyazeva等的研究方法，构造变量Comove(Q)并放入回归模型中进行控制[20][27]。该变量构造如下：

(2)

公式(2)中，Q表示企业投资机会，用Tobin Q表示，Comove(Q)用来测度公司投资机会的趋同程度。N为年度行业内公司总数，NQ_incr为年度行业内投资机会增加的公司数目，NQ_decr为年度行业中投资机会减少的公司数目。该指标测度的是某一年度某一行业内投资机会增加或减少的公司数目中的较大者在行业所有公司中的占比。Comove(Q)变量的值域为[0.5，1]，是行业中投资机会趋同程度的增函数。放入该变量后，回归结果未发生根本性改变。

其次，上文利用企业投资在行业中的中位数作为行业投资的替代变量，这里我们采用企业投资在行业中的均值作为行业投资的替代变量进行回归，回归结果未发生根本性改变。

表3报告了考虑投资机会趋同后，以企业投资在行业中的均值为替代指标的回归结果。与上文保持一致，回归(1)与回归(4)为全样本回归结果，回归(2)、(3)、(5)、(6)分别为国有企业样本和非国有企业样本的回归结果，所有回归的因变量均为企业投资I。从表3可以看到，行业投资表征变量Iind的回归系数在所有样本中均显著为正，说明我国企业总体而言存在投资同群效应；就管理者权力与行业投资交乘项的回归系数而言，回归(2)的国有企业分组中系数显著为负，但是其绝对值仍然小于回归(3)中的非国有企业分组，上文结论在本部分回归中并未发生根本性改变。

表3 考虑机会趋同的管理权力与企业投资同群效应回归结果

注：限于篇幅，未报告控制变量系数，如有兴趣欢迎来信索取。下表同。

再次，我们借鉴叶玲和李心合的做法控制了“十一五”规划中重点扶持的行业以减轻产业政策造成的投资趋同对本文结论的影响[28]。若某行业属于“十一五”规划中重点扶持的行业，我们构造虚拟变量并将其赋值为1，否则赋值为0。控制产业政策之后的回归结果并未改变上文的研究结论。

最后，考虑到回归模型中包含交乘项可能产生多重共线性问题，我们将需要构造交乘项的变量进行中心化后再相乘，回归结果仍未发生根本性改变。以上稳健性检验的结果表明本文研究结论是稳健的。

(四)进一步研究

本文在对假说1进行推导时指出，管理者权力会对企业薪酬契约设计以及管理者风险偏好产生影响，本部分通过对管理者权力与企业薪酬契约有效性之间关系的检验以及管理者权力与其风险偏好之间关系的检验来进行验证。从理论上来讲，管理者薪酬应当与企业业绩显著正相关，而由于存在管理者权力的干扰，薪酬契约存在失效的可能[29]，这表现为管理者权力会降低其薪酬与企业业绩之间的正相关关系。而就风险承担来说，管理者对风险的态度取决于个体权力的大小，权力改变了个体的基本心理。管理者权力越大，其更加注重风险行为带来的潜在收益从而更具风险偏好，这表现为管理者权力与其风险偏好之间的正相关关系。对上述问题进行研究的回归结果列于表4，表4中所有回归均为全样本回归。第一列与第二列回归考察的是管理者权力对其薪酬契约有效性的影响，因变量为管理者薪酬水平(Wage)，以CEO薪酬的对数值衡量，自变量为管理者权力，分别以两职合一与权力积分表示。从中可以看到，企业业绩(Roe)与管理者薪酬水平显著正相关，而企业业绩与管理者权力变量的交乘项的回归系数却显著为负，这说明管理者权力减弱了企业业绩与高管薪酬之间的相关关系，高管薪酬契约的有效性受到管理者权力的干扰，这使得管理者权力通过影响薪酬契约削弱企业投资同群效应成为可能。第三列与第四列回归考察的是管理者权力对其风险偏好的影响。参照池国华等的研究，本文以风险资产在企业资产中的比重衡量管理者风险偏好(Risk)，并将其作为因变量进行回归[30]，其中风险资产为企业交易性金融资产、应收账款、可供出售金融资产、持有至到期投资与投资性房地产之和。经过分析可知，管理者两职合一权力(Power1)和权力积分(Power2)与管理者风险偏好(Risk)均显著正相关，这说明管理者权力显著提升了管理者风险偏好，从而能够降低企业投资的同群效应。

表4 管理者权力与薪酬契约有效性以及风险偏好

注：由于薪酬数据以及风险资产数据缺失，回归样本有所减少。

五、研究结论与启示

企业投资行为历来受到学者的关注，但是这一关注是建立在企业决策独立做出的假定基础之上，并未充分考虑行业中其他企业的影响。本文基于对管理者权力相关理论的探讨，研究了企业投资决策的同群效应如何受到企业内部管理者权力的影响，并且进一步区分企业产权性质对这一问题进行考察。本文研究发现，管理者权力能够发挥抑制企业投资同群效应的作用，即管理者权力越大，其在进行投资决策时会越少考虑行业中其他企业的投资决策，两者之间的关系可以用管理者权力的薪酬理论以及风险偏好理论解释。但是这种影响存在企业产权性质层面的异质性，在非国有企业中，上述影响更加显著。

本文从企业投资同群效应的视角探讨了管理者权力在企业决策中发挥的作用，发现管理者权力通过降低企业薪酬契约有效性以及影响管理者的风险偏好来影响企业投资的同群效应。这一结论为薪酬控制理论、风险偏好理论对管理者权力应用的解释提供了证据，具有一定的理论意义。结合本文研究结论可知，通过增加管理者权力供给，企业可以在一定程度上减少投资同群效应，有助于提升企业投资效率。但是这一做法的代价是企业有可能牺牲薪酬契约的制定与执行效率，并且承担管理者激进投资造成损失的潜在风险。因此企业应当将管理者权力限定在一个适度范围内，以实现投资效率提升与投资风险可控的最优结合，而如何确定这样的最优管理者权力范围将是本文进一步研究的方向。

[1] 叶蓓，袁建国.企业投资的行为公司财务研究综述[J].会计研究，2007，(12)：76—81.

[2] Leary，M.T.，Roberts，M.R. Do Peer Firms Affect Corporate Financial Policy[J].The Journal of Finance，2014，69(1)：139—178.

[3] Manski，C.F. Identification of Endogenous Social Effects：The Reflection Problem[J].The Review of Economic Studies，1993，60(3)：531—542.

[4] Lin，T.，Jang，W.，Tsang，S. Do Security Analysts Herd on Stock Recommendations and Does It Affect Returns?[J].International Journal of Economics and Finance，2013，5(6)：67—83.

[5] Scharfstein，D.，Stein，J.C.S. Herd Behavior and Investment[J].The American Economic Review，1990，80(3)：465—479.

[6] Brennan，M.，Li，F. Agency and Asset Prices[Z]. SSRN Working Paper，2008.

[7] 吕长江，赵宇恒.国有企业管理者激励效应研究——基于管理者权力的解释[J].管理世界，2008，(11)：99—109.

[8] Albuquerque，A. Peer Firms in Relative Performance Evaluation[J].Journal of Accounting and Economics，2009，48(1)：69—89.

[9] 方军雄.企业投资决策趋同：羊群效应抑或“潮涌现象”?[J].财经研究，2012，38(11)：92—102.

[10] Bebchuk，L.A.，Fried，J.M. Executive Compensation as an Agency Problem[J].Journal of Economic Perspectives，2003，17(3)：71—92.

[11] Sanders，W.G.，Hambrick，D.C. Swinging for the Fences：The Effects of CEO Stock Options on Company Risk Taking and Performance[J].Academy of Management Journal，2007，50(5)：1055—1078.

[12] Maner，J.K.，Gailliot，M.T.，Butz，D.A. Power，Risk，and the Status Quo：Does Power Promote Riskier or More Conservative Decision Making?[J].Personality and Social Psychology Bulletin，2007，33(4)：451—462.

[13] Anderson，C.，Galinsky，A.D. Power，Optimism，and Risk-taking[J].European Journal of Social Psychology，2006，36(4)：511—536.

[14] Galema，R.，Lensink，R.，Mersland，R. Do Powerful CEOs Determine Microfinance Performance?[J].Journal of Management Studies，2012，49(4)：718—742.

[15] 曹越，胡新玉，刘文溪，张肖飞.媒体报道、市场化进程与高管薪酬[J].中南财经政法大学学报，2016，(3)：97—105.

[16] 周宏，建蕾，李国平，何梦丽.不同市场竞争程度与相对绩效评价——基于2004～2012年沪深上市公司的实证检验[J].会计研究，2014，(5)：59—66.

[17] 周军，张蕾. 不同产权性质下外部治理效应研究——基于审计质量的视角[J].中南财经政法大学学报，2012，(6)：125—130.

[18] 张铁铸.管理层风险特质、会计选择与盈余质量研究[J].山西财经大学学报，2010，(9)：108—116.

[19] Shleifer，A.，Vishny，R.W. Politicians and Firms[J].The Quarterly Journal of Economics，1994，109(4)：995—1025.

[20] 张敦力，江新峰.管理者能力与企业投资羊群行为：基于薪酬公平的调节作用[J].会计研究，2015，(8)：41—48.

[21] 卢锐.管理层权力、薪酬差距与绩效[J].南方经济，2007，(7)：60—70.

[22] 况学文，陈俊.董事会性别多元化、管理者权力与审计需求[J].南开管理评论，2011，14(6)：48—56.

[23] Finkelstein，S. Power in Top Management Teams：Dimensions，Measurement，and Validation[J].Academy of Management Journal，1992，35(3)：505—538.

[24] 赵纯祥，张敦力.市场竞争视角下的管理者权力和企业投资关系研究[J].会计研究，2013，(10)：67—74，97.

[25] 权小锋，吴世农.CEO权力强度、信息披露质量与公司业绩的波动性——基于深交所上市公司的实证研究[J].南开管理评论，2010，(4)：142—153.

[26] Driscoll，J.C.，Kraay，A.C. Consistent Covariance Matrix Estimation with Spatially Dependent Panel Data[J].Review of Economics and Statistics，1998，80(4)：549—560.

[27] Knyazeva，A.，Knyazeva，D.，Morck，R. Comovement in Investment[Z]. SSRN Working Paper，2008.

[28] 叶玲，李心合.管理者投资羊群行为、产业政策与企业价值——基于我国A股上市公司的实证检验[J].江西财经大学学报，2012，(5)：26—34.

[29] 任广乾.管理层权力、薪酬标杆与高管薪酬制定[J].中南财经政法大学学报，2016，(2)：78—85.

[30] 池国华，杨金，张彬. EVA考核提升了企业自主创新能力吗？——基于管理者风险特质及行业性质视角的研究[J].审计与经济研究，2016，(1)：55—64.

(责任编辑：胡浩志)

2016-03-23

财政部全国会计领军人才培养工程特殊支持计划；武汉市黄鹤英才计划；中南财经政法大学博士生科研创新项目“企业投资同行效应问题研究”(2015B1105)

张敦力(1971— )，男，安徽庐江人，中南财经政法大学会计学院教授，博士生导师；

F275

A

1003-5230(2016)05-0082-09

江新峰(1989— )，男，山东泰安人，中南财经政法大学会计学院博士生。