实际控制人超额委派董事与企业投资效率

李 璐 薄 文 院 茜

(中南财经政法大学 会计学院，湖北 武汉 430073)

一、引言

2021年中国证监会发布并实施《公开征集上市公司股东权利管理暂行规定》，对公开征集上市公司股东权利制度进行完善，规范提案权、表决权获取方式与信息披露，旨在发挥加强企业控制权的积极作用，规避股权分散情况下决策效率低下的问题。实际上，在我国缺乏双重股权结构的背景下，除获取股东大会的表决权之外，在上市公司董事会中委派代表自身利益的董事来提升对企业决策的实际影响力，也是加强企业控制权较为普遍的方式[1]。例如，2017年万科新一届董事会改选，其实际控制人深圳地铁通过超额委派董事增强对企业的控制权[2]。实际控制人对企业的决策具有至关重要的影响，宝万股权之争使得实际控制人超额委派董事这一控制权增强机制逐渐受到学界和业界的关注。

关于超额委派董事的经济后果，部分学者认为董事会席位超额控制会引发负外部性，即缺乏有效监督的大股东会通过掏空企业资源来谋取私有收益[3][4]，从而损害企业价值。另一方面，企业控制权的稳定有利于缓解股权分散情况下中小股东“搭便车”问题，对管理层形成有效的监督和激励，缓解企业内外部信息不对称[5]。此外，在外部接管市场，增强企业控制权有助于防御控制权市场威胁，减少管理层为保障职位安全而采取的短视行为，促使其采取符合股东利益最大化的经营决策[2]。投资是企业至关重要的经营决策之一，Richardson(2006)认为信息不对称引发的逆向选择和道德风险问题是导致投资扭曲的重要原因[6]。实际控制人通过超额委派董事增强了企业控制权，存在维护控制权市场稳定和便利隧道挖掘行为的双重影响，从而对企业信息质量和管理层决策产生影响。那么实际控制人超额委派董事是否会影响企业投资效率？实际控制人超额委派董事影响企业投资效率的具体机制是什么？为回答上述问题，本文以2007—2020年沪深A股上市公司为研究样本，实证检验实际控制人超额委派董事与企业投资效率之间的关系及其作用机制。

本文的研究贡献主要体现在以下两方面：第一，丰富了实际控制人与董事结构对企业投资影响的研究。现有文献主要关注董事性别[7]、董事网络位置[8]、董事身份[9]等特征对企业投资决策的影响，本文将股东与董事进行有机结合，从实际控制人委派董事视角研究了董事结构对企业投资行为的影响。第二，目前关于实际控制人超额委派董事经济后果的研究相对较少，且大多为负面结论，如会降低公司价值[10]、降低公司信贷可得性[4]以及方便管理层进行隧道挖掘行为等[3]。而李凤羽等(2021)发现实际控制人超额委派董事有利于稳定公司外部控制权市场，促进企业创新[2]。本文基于企业投资视角，为实际控制人超额委派董事这一现象存在的合理性提供理论依据。

二、文献回顾与研究假设

(一)文献回顾

1.投资效率。现有研究认为信息不对称和代理问题是导致非效率投资的重要原因[6]。一方面，管理者与投资者之间的信息不对称会引发逆向选择问题，致使市场资金无法实现有效配置并造成非效率投资。由于企业内外部存在信息不对称，具有信息优势的管理者会选择在股价高估时进行融资。此时，理性投资者会选择给予股价较大折扣，增加企业融资成本。考虑到现有股东利益，管理者会放弃为投资机会进行融资，导致企业投资不足[11]。另一方面，管理者与股东之间的信息不对称和代理成本会引发道德风险，管理者并不总是以股东利益最大化为目标，而是基于自身利益函数进行投资决策。若管理层倾向于构建“商业帝国”以获取私有收益，则会导致出现追求投资规模而非投资效益的过度投资[12]；若管理层惧怕投资失利带来的风险，倾向于享受“平静生活”，则会导致投资不足[13]。基于以上理论，学者从公司治理、信息环境等视角探究如何缓解企业非效率投资问题。从信息环境的视角来看，高质量的信息披露能够帮助利益相关者更好地预测企业价值，缓解信息不对称，从而提高其投资效率[14]。在公司治理研究层面，从股权结构来看，与分散的股权结构相比，股权结构较为集中更有利于抑制过度投资，但过度集中的股权结构又会引发大股东利益侵占行为，对企业投资效率产生负面影响[15]。从股东异质性来看，机构投资者既拥有足够的动机与管理层和大股东形成合谋，增加第二类代理成本，导致企业非效率投资[16]，也具备参与和监督管理层决策的能力，从而有利于提升企业投资效率[17]。国有持股比例较高的企业能够向外传递积极的经营信号，缓解企业由于资金缺乏而造成的投资不足[18]。

2.超额委派董事。董事结构作为公司治理的重要内容，在参与企业管理与决策方面发挥着巨大作用。现有研究指出，实际控制人通过超额委派董事这一控制权增强机制会对企业经营产生两种不同的影响，从消极方面来看，通过超额委派董事，实际控制人更容易采取关联交易、资金占用等隧道挖掘行为来谋取控制权私有收益，加剧企业的财务风险，降低企业经营效率[3][4]。从积极影响来看，一方面企业股权分散度越高，中小股东越难以具备影响管理层决策的话语权；企业控制权的集中能够缓解第一类代理问题，实现对管理层的威慑和约束，有助于提升企业价值[19]。另一方面，在外部控制权市场，控制权的强化增加了潜在收购者攫取公司控制权的难度，为管理者实施技术创新提升企业长期业绩营造了安全稳定的外部环境[2]。此外，非国有股东超额委派董事能够有效制约国有企业“内部人控制”问题，改善国有企业会计信息质量[20]。

纵观现有文献，超额委派董事作为增强企业控制权的重要手段，既有可能对管理层形成有效监督和激励，降低控制权市场威胁，缓解企业内外部信息不对称，也能够为实际控制人实施机会主义行为提供便利，对企业经营效率产生负面影响。目前尚未有研究探讨实际控制人委派董事与投资效率之间的关系。因此，本文实证检验实际控制人超额委派董事对企业投资效率的影响并分析其作用机制，以期丰富现有超额委派董事经济后果的相关研究。

(二)研究假设

本文认为实际控制人超额委派董事能够通过以下方面影响企业投资效率：

第一，实际控制人超额委派董事能够缓解企业信息不对称程度。信息不对称和代理问题是导致企业投资扭曲的重要原因[6]，企业内外部信息不对称使得投资者无法准确评估企业价值，引发融资过程中逆向选择问题，推高外部融资成本，迫使管理层不得不放弃部分有价值的投资项目。当企业内外部信息不对称程度较高时，投资者无法直接观测管理层的努力程度，存在道德风险问题。管理层既有可能盲目使用企业自由现金流来扩大投资，通过过度投资获取私有收益[21]；也有可能基于职业安全和个人声誉的考虑，放弃净现值为正的投资机会，享受平静生活，造成企业投资不足[13]。实际控制人通过超额委派董事增强了企业控制权，降低了股权分散导致股东对管理层监督不力的问题，从而对管理层决策产生影响[2]。一方面，实际控制人通过超额委派董事强化企业控制权有助于约束管理层的机会主义行为，提升企业信息披露质量，降低管理者进行自利性投资决策的可能性，从而提升企业资源配置效率。另一方面，企业信息透明度的提高有利于向资本市场传递积极信号，缓解企业内外部之间的信息不对称程度，降低企业的融资成本，减少由于资金限制导致的非效率投资问题。

第二，实际控制人超额委派董事能够降低管理层短视倾向。外部控制权市场收购行为作为具有威慑力的治理机制，会导致“约束效应”和“短视效应”。“约束效应”是指控制权市场威胁有助于约束管理层的机会主义行为，当企业经营不善导致价值被低估时，外部市场能够通过较低的成本获得该企业的控制权，管理层可能因为业绩不佳被视为不具备胜任能力而被更换，从而有助于提升企业价值[22]。“短视效应”是指当企业面临恶意收购威胁并引发管理者的职位风险时，管理层可能以损害企业长期利益为代价来保证短期业绩目标。为了完成股东预期的业绩目标和提高其在经理人市场的个人声誉，管理者会倾向于依据任期内业绩目标制定短视性投资决策[23]，通过会计政策选择、盈余管理等管理层防御措施来平滑收益[24]。因此，基于控制权市场威胁理论，实际控制人超额委派董事能够加强其对企业的控制权，抵制潜在收购，有效缓解控制权市场压力，缓解管理层对短期业绩波动的敏感性，降低管理层职业忧虑[2]。实际控制人超额委派董事一方面能够提升管理层任职稳定性，降低管理层面临的短期业绩波动或企业收购风险引发的经营压力，提高管理层风险承担能力，缓解惧怕投资失利导致的投资不足，增加有利于企业发展的长期投资；另一方面能够减少管理层操纵财务报表、进行盈余管理等短视行为的动机，提升财务信息透明度，从而提高企业资源配置效率，减少非效率投资行为。

综上所述，实际控制人超额委派董事可以通过降低公司信息不对称，为企业进行合理投资决策提供有利环境，也可以通过降低控制权市场威胁，缓解管理层短视行为对投资效率的不利影响。

然而，实际控制人超额委派董事也可能对投资效率产生负面影响。从内部治理视角来看，通过超额委派董事，实际控制人在董事会相关议案表决中拥有了更大的话语权，降低了其他董事和中小股东的监督效果，实际控制人更容易采取关联交易、资金占用等隧道挖掘行为来谋取控制权私有收益[3]，从而对投资效率产生不利影响。从外部控制权市场来看，实际控制人超额委派董事与反收购条款、双重股权结构等控制权增强机制类似[2]，虽然增强控制权能够保障管理层职位安全，但也会加剧管理层与股东之间的代理冲突，导致管理层堑壕效应[25]。作为企业重要的外部治理机制之一，控制权市场惩戒机制有助于降低代理成本，监督和约束管理层的无效率行为，迫使其以股东财富最大化为目标进行经营决策[26]。但是实际控制人超额委派提高了控制权转移难度，为现有管理层提供了“壕沟防御”，弱化了控制权市场对其的约束作用，导致管理层可能由于建立“商业帝国”而进行过度投资，或者管理层倾向于享受平静生活，导致投资不足。因此，实际控制人超额委派董事对内部治理和控制权市场威胁的弱化作用可能会损害企业投资效率。

基于以上分析，本文提出如下竞争性假设：

H1a：实际控制人超额委派董事会提高企业投资效率。

H1b：实际控制人超额委派董事会降低企业投资效率。

三、研究设计

(一)样本选取与数据来源

本文选取2007—2020年沪深A股上市公司作为初始研究样本。在此基础上，借鉴李凤羽等(2021)的做法[2]，本文以董事是否在实际控制人控制链中的公司内任职作为实际控制人委派董事的衡量标准①。具体步骤如下：首先，从CSMAR数据库中整理董事兼职数据以及实际控制人控制链相关数据；其次，若董事或董事兼职单位在实际控制人控制链中，则表明该董事由实际控制人委派；最后，对年报中实际控制人情况和股东单位兼职情况进行抽样校对。上市公司相关数据来源于CSMAR数据库。本文剔除金融行业、ST、PT以及数据缺失的公司样本，最后得到23106个公司—年度观测值。

(二)变量定义和度量

1.投资效率。借鉴Richardson(2006)、代昀昊和孔东民(2017)的研究[6][27]，本文通过估计模型(1)来构造投资效率指标(InvEff)：

β7lnvi,t-1+∑Year+∑Industry+εi,t

(1)

在模型(1)中，Inv为新增资本投资，以购建固定资产、无形资产和其他长期资产支付的现金减去处置固定资产、无形资产和其他长期资产收回的现金净额，并除以年初总资产表示。TQ为企业成长机会，以托宾Q表示；Size为公司规模，以总资产自然对数表示；Lev为资产负债率，以总负债除以总资产表示；Cash为现金持有量，以货币资金除以总资产表示；Ret为年个股回报率；Age为上市年龄，以当年与上市年份差值取自然对数表示。模型(1)控制了年份(Year)和行业(Industry)固定效应，并对解释变量进行滞后一期处理，该模型估计所得残差的绝对值为投资效率(InvEff)，其值越大表示投资效率越低。进一步，根据残差的正负分为过度投资(OverInv)和投资不足(UnderInv)。本文借鉴已有研究[27]，分别将InvEff、OverInv和UnderInv扩大10倍。

2.实际控制人超额委派。借鉴李凤羽等(2021)的方法[2]，本文分别通过构建实际控制人超额委派董事比例(Scb1)、剔除独立董事后实际控制人超额委派董事比例(Scb2)以及实际控制人现金流权超额委派董事比例(Scb3) 三个指标来衡量上市公司实际控制人超额委派董事程度，具体构建方法见表1。

3.控制变量。借鉴已有研究[27][28]，本文选取公司规模(Size)、资产负债率(Lev)、资产收益率(ROA)、经营活动现金流(CFO)、资产有形性(PPE)、无形资产占比(Intan)、高管薪酬(Salary)、董事会规模(Board)、独董比例(OutDir)、股权制衡度(Balance)和产权性质(SOE)作为控制变量，变量定义及具体计算方法见表1。

(三)模型设计

为验证实际控制人超额委派董事与投资效率之间的关系，本文构建以下模型进行检验：

InvEffi,t+1=α+βScbi,t+γControlsi,t+∑Year+∑Industry+εi,t

(2)

在模型(2)中，InvEffi,t+1为公司i在t+1期的投资效率，核心解释变量Scbi,t为公司i在t期的实际控制人超额委派董事指标，采用实际控制人超额委派董事比例(Scb1)、剔除独立董事后实际控制人超额委派董事比例(Scb2)以及实际控制人现金流权超额委派董事比例(Scb3)表示。Controlsi,t为控制变量。此外，该模型还控制了年度(Year)和行业固定效应(Industry)。为克服变量极端值影响，本文对所有连续变量进行上下1%分位数的双侧缩尾处理，并对回归结果的标准误在公司层面进行Cluster调整。

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表1变量定义

四、实证分析

(一)描述性统计

表2为本文主要变量的描述性统计结果。由表2可以看出，投资效率(InvEfft+1)均值为0.287，表明我国上市企业存在非效率投资问题，且不同企业之间存在较大差异。过度投资(OverInvt+1)均值为0.383、投资不足(UnderInvt+1)均值为-0.235。实际控制人超额委派(Scb1、Scb2和Scb3)的均值分别为-0.224、-0.116 和-0.172，标准差分别为0.200、0.275和0.221，与李凤羽等(2021)的研究基本一致[2]，表明我国上市企业中，实际控制人超额委派董事程度存在差别，这为本文探究超额委派董事的经济后果提供了契机。此外，本文其他控制变量的描述性统计结果与相关研究基本保持一致[27]，此处不再赘述。

表2主要变量描述性统计

(二)基准回归

表3展示了实际控制人超额委派董事对企业投资效率的回归结果。其中，列(1)(3)(5)为仅控制行业和年份固定效应的单变量回归结果，而列(2)(4)(6)为加入相关控制变量的多元回归结果。由表3可以看出，单变量回归结果中，实际控制人超额委派董事(Scb1、Scb2和Scb3)的估计系数均在1%的统计水平上显著为负(估计系数分别为-0.054、-0.034和-0.049)。而在控制相关公司层面变量后，实际控制人超额委派董事(Scb1、Scb2和Scb3)的估计系数依然至少在5%的统计水平上显著为负(估计系数分别为-0.047、-0.023和-0.044)。并且，实际控制人超额委派董事对投资效率的影响不仅在统计意义上显著，也具有显著的经济意义。以第(2)列为例，Scb1每提高一个标准差(0.200)，投资效率(InvEff)会提升均值的3%②。以上回归结果支持假设H1a，即实际控制人超额委派董事这一控制权增强机制能够显著提升企业投资效率，有利于企业资源实现有效配置。

表3基准回归结果

既然实际控制人超额委派董事有利于提升企业投资效率，那么到底是抑制过度投资，还是缓解投资不足，抑或是二者兼而有之？为此，本部分进一步将实际控制人超额委派董事(Scb)对企业过度投资(OverInv)和投资不足(UnderInv)进行回归分析。表4的实证结果显示，实际控制人超额委派董事(Scb)对企业过度投资(OverInvt+1)不具有显著影响，但对投资不足(UnderInvt+1)的回归系数在1%的统计水平上显著为正(估计系数分别为0.046、0.024和0.043)。以上结论说明，实际控制人超额委派董事对投资效率的提升作用，主要在于缓解投资不足，而非抑制过度投资。

表4实际控制人超额委派董事对企业过度投资、投资不足的影响

(三)内生性问题处理

本文发现实际控制人超额委派董事有利于提升企业投资效率，为确保结论的可靠性，本文采用以下几种方式来克服可能存在的内生性问题：

1.工具变量法。借鉴已有研究[2]，本文选用行业内除本企业外其他企业实际控制人超额委派董事的均值(Scb_Ind)作为实际控制人超额委派董事(Scb)的工具变量。行业内其他企业实际控制人超额委派董事的均值与本企业实际控制人超额委派董事之间存在一定相关性，但行业内其他企业的超额委派董事程度不太可能对该企业投资效率产生影响。表5列(1)～(3)为工具变量第一阶段回归结果，可以发现，实际控制人超额委派董事行业均值(Scb_Ind1、Scb_Ind2和Scb_Ind3)对企业实际控制人超额委派董事(Scb1、Scb2和Scb3)具有显著正向影响，这在一定程度上表明本文工具变量的选取较为合理③。第(4)～(9)列为工具变量第二阶段回归结果，该结果表明实际控制人超额委派董事的预测变量(Scb1、Scb2和Scb3)对企业投资效率(InvEfft+1)和投资不足(UnderInvt+1)的回归系数仍然在1%的统计水平上显著，且符号与基准回归一致。以上结果在一定程度上证明了本文结论的可靠性。

表5内生性问题处理：工具变量法

2.Heckman两步法。本部分进一步采用Heckman两阶段方法克服可能存在的样本选择偏误问题。具体做法为：选择基准回归模型(2)中的所有控制变量，以及行业内除本企业外其他企业实际控制人超额委派董事的均值(Scb_Ind)作为自变量，将实际控制人是否超额委派董事(Scb_dum)作为因变量进行 Probit 回归④，计算得到逆米尔斯比率(IMR)，再将逆米尔斯比率(IMR)作为控制变量加入到回归模型(2)中，以纠正潜在的选择性偏差对本文研究结论的干扰。表6为Heckman两阶段回归结果，可以看出，逆米尔斯比率(IMR1、IMR2和IMR3)与企业投资效率(Invefft+1)和投资不足(Underinvt+1)均存在显著相关性，这说明考虑实际控制人超额委派董事样本选择可能造成的估计偏误是有必要的。但实际控制人超额委派董事指标(Scb1、Scb2和Scb3)对投资效率(InvEfft+1)和投资不足(UnderInvt+1)的回归系数仍至少在5%的统计水平上显著，且符号方向与基准回归结果保持一致。这一结果说明，在控制了样本选择性偏误后，本文结论依然成立。

3.倾向得分匹配法。本文采用倾向匹配得分法(PSM)来控制模型误设导致的内生性问题，具体做法为：将存在实际控制人超额委派董事的企业设定为处理组，而将不存在实际控制人超额委派董事的企业设定为控制组。首先采用Probit模型，按每个年度将实际控制人超额委派董事虚拟变量对本

表6内生性问题处理：Heckman两步法

文模型(2)中所有控制变量进行回归，然后使用模型估计得到的倾向得分，分别逐年将处理组样本和控制组样本进行最近邻匹配以缓解内生性问题。根据PSM法进行匹配后重新进行回归的结果显示，无论是采用1∶1、1∶2还是1∶3匹配，实际控制人超额委派董事对投资效率(InvEfft+1)的回归系数均显著为负，对投资不足(Underinvt+1)的回归系数均显著为正，进一步支持了本文基准回归的结论⑤。

(四)稳健性检验

为确保研究结论的稳健性，本文进行如下稳健性检验：第一，替换被解释变量计算方式。借鉴张会丽和陆正飞(2012)的研究[28]，替换投资效率(InvEff)和投资不足(UnderInv)的计算方式重新进行回归。第二，对被解释变量进行敏感性分析。现有学者认为以残差作为被解释变量可能产生估计偏误[29]。为缓解采用模型(1)估计残差衡量企业投资效率(InvEff)可能存在的估计偏误，借鉴Chen等(2018)的做法[29]，将模型(1)中所有协变量纳入基准回归分析模型(2)中，重新进行回归。第三，将被解释变量提前两期，实际控制人超额委派董事对企业投资效率的影响可能存在滞后效应，基于此，本文实证检验实际控制人超额委派董事对提前两期的企业投资效率的影响。在以上稳健性检验中，实际控制人超额委派董事(Scb1、Scb2和Scb3)对企业投资效率(InvEfft+1)的回归系数均至少在10%的统计水平上显著为负，对企业投资不足(UnderInvt+1)的回归系数均在1%的统计水平上显著为正。以上结果均支持了研究假设H1a，进一步证实了本文结论的稳健性⑥。

五、作用机制检验

(一)缓解企业信息不对称

企业内外部信息不对称会导致投资者索要较高的溢价，从而推高企业融资成本，信息不对称程度越高，企业融资约束程度越严重[30]。实际控制人超额委派董事增强了企业控制权，有利于实际控制人对管理层进行约束和监督[2]，降低管理层的自由裁量权，提高企业信息披露水平，从而有效缓解企业内外部信息不对称。此时，企业控制权的稳定和信息透明度的提升有助于增强外部投资者信心，缓解企业面临的融资约束，从而促进企业提升投资水平和投资效率。因此，本文分别以信息披露质量(KV)和融资约束(SA)来衡量企业信息不对称程度。具体地，采用SA指数度量企业融资约束程度，SA指数的值越大，表明企业面临的融资约束越严重[31]。同时借鉴林长泉等(2016)的研究[32]，本文采用KV指数作为公司信息披露质量指标。具体计算方式如下：

KV=β×1000000

(3)

在式(3)中，Pt代表t日收盘价，Volt代表t日交易股数，Vol0代表年平均交易股数。计算步骤如下：首先，对个股按年度进行回归，估计得到β系数。然后，剔除β系数为负的值，并将β系数扩大1000000倍，计算得到KV值。KV为负向指标，其值越小，说明信息披露质量越高。

表7为信息不对称的机制检验结果。第(1)～(3)列显示，实际控制人超额委派董事(Scb1、Scb2和Scb3)对企业信息披露质量(KV)的回归系数均在1%的统计水平上显著为负，表明实际控制人超额委派董事能够促进企业信息质量的改善。第(4)～(6)列显示，实际控制人超额委派董事(Scb1、Scb2和Scb3)对企业融资约束(SA)的回归系数均在1%的统计水平上显著为负，表明实际控制人超额委派董事能够缓解企业融资约束。以上回归结果表明，实际控制人通过超额委派董事能够有效提高企业信息披露质量，缓解企业与外部投资者之间的信息不对称程度，降低企业融资难度，有利于企业获取外部融资，从而缓解投资不足，提升投资效率。

表7机制分析：信息不对称

(二)降低管理层短视

实际控制人超额委派董事不仅有利于加强企业内部控制权，也能够稳定外部控制权市场[2]。控制权市场的稳定有利于保障管理层职位安全，减少管理层出于维护职位稳定而进行短视化的投资决策，从而对企业投资效率产生积极影响。本部分以盈余管理(AbsDA)和长期投资(RD)来间接衡量控制权市场威胁导致的管理层短视行为。具体地，本部分参考胡楠等(2021)的研究[33]，企业长期投资(RD)等于企业研发支出与营业收入之比⑦。此外，借鉴Dechow等(1995)的研究[34]，采用修正琼斯模型计算盈余管理。具体计算方法如下：

TAt=β0+β1(ΔREVt-ΔRECt)/Assett-1+β2PPEt/Assett-1+εt

(4)

在式(4)中，TA为总应计项目，等于营业利润减去经营活动现金流量净额，Asset为总资产，△REV为销售收入的变化量，△REC为应收账款的变化量，PPE为固定资产。式(4)估计所得残差的绝对值(AbsDA)为盈余管理度量指标，其值越大，盈余管理程度越高，反之则越低。

表8为管理层短视的作用机制检验结果。第(1)～(3)列显示，实际控制人超额委派董事(Scb1、Scb2和Scb3)对企业盈余管理(AbsDA)的回归系数均在1%的统计水平上显著为负，说明实际控制人通过超额委派董事能够抑制企业盈余管理行为。第(4)～(6)列显示，实际控制人超额委派董事(Scb1、Scb2和Scb3)对企业长期投资(RD)的回归系数均至少在10%的统计水平上显著为正，说明实际控制人超额委派董事能够促进企业提高长期投资水平，而非仅关注短期盈利目标。以上实证结果表明，实际控制人通过超额委派董事降低了管理层的短视倾向，减轻了应计盈余管理程度，增加了有利于企业价值的长期投资。这也印证了实际控制人超额委派董事能够降低控制权市场威胁，为管理层提供相对平稳的经营环境，有利于拓宽管理层投资决策视野，提升企业投资效率的解释。

表8机制分析：管理层短视

六、进一步分析

(一)产权性质

国有上市公司股权高度集中在政府部门手中，各级政府部门会出于非经济目标在国有企业并购过程中施加较多的政府干预，导致外部控制权市场发展不充分，这可能会降低潜在收购方的收购意愿[35]，从而导致外部控制权市场的收购压力无法对国有企业管理层造成足够的影响力。因此，本文认为国有产权性质受控制权市场威胁的影响相对较小，国有企业外部控制权市场发展不充分的特征反而会弱化超额委派董事对国有上市公司投资效率的积极作用。本部分将全部样本公司按照产权性质划分为国有企业样本和非国有企业样本。表9的异质性检验结果显示，在国有企业样本组中，实际控制人超额委派董事(Scb1、Scb2和Scb3)对投资效率(InvEfft+1)的回归系数均不显著；而在非国有企业样本组中，实际控制人超额委派董事(Scb1、Scb2和Scb3)对投资效率的回归系数均在1%的水平上显著为负。这说明实际控制人超额委派董事这一控制权增强机制在提升非国有企业投资效率方面的作用更为明显，企业在安排董事结构时应充分考虑产权性质的异质性影响。

表9进一步分析：产权性质

(二)行业竞争度

企业外部面临的行业竞争会影响信息披露与投资决策。相较于垄断性行业，竞争性行业利润率较低，管理者在维持竞争优势方面遭受较大的压力，导致管理者的信息披露意愿较低[36]。此外，当行业竞争度较高时，企业通常会选择通过横向并购扩大经营规模，以降低经营成本，这也导致竞争性行业的并购活动更为频繁[37]。为避免破产或被并购，竞争性企业的管理层决策视野更加短视，这会使得长期投资不足。较低的信息透明度和短视的投资决策导致了竞争性企业投资不足，而实际控制人超额委派董事能够有效提高企业信息透明度、缓解管理者短视倾向，进而改善企业投资效率。本部分首先计算行业内的每家公司的销售收入占行业总销售收入比值的平方和(HHI)，然后根据HHI均值将样本公司分为行业竞争度高、低两组进行分组回归。表10为按照行业竞争度分组后的回归结果。结果显示，在列(1)～(3)高行业竞争度组中，实际控制人超额委派董事对投资效率的回归系数均显著为负，在列(4)～(6)低行业竞争度组中，实际控制人超额委派董事对投资效率的回归系数均不显著。综上所述，行业竞争激烈的企业实际控制人通过超额委派董事更有助于降低非效率投资。

表10进一步分析：行业竞争度

七、研究结论

自2015年宝万之争以来，实际控制人通过在企业内获取超额董事席位来增强企业控制权这一现象逐渐受到学者关注，现有研究并未对其经济后果进行充分探讨。本文研究了实际控制人超额委派董事与企业投资效率之间的关系，研究结果表明：实际控制人超额委派董事能够有效提高企业投资效率，且其对投资效率的提升作用主要体现在缓解投资不足，从而有助于企业实现合理的资源配置，该结论在经过一系列内生性检验以及稳健性检验之后依旧成立。机制检验发现，降低信息不对称和减少管理层短视行为是实际控制人超额委派董事影响企业投资效率的重要途径。进一步研究发现，在国有企业以及行业竞争度较高时，实际控制人超额委派董事对企业投资效率的提升效果更为显著。

本文有助于学界和业界深入理解实际控制人超额委派董事的经济后果，从投资的视角为提升企业价值提供理论指导：第一，委派董事作为实际控制人获取企业控制权的主要方式之一，为企业实现有力监督和抵御收购风险提供支撑，但也存在与董事合谋获取控制权私有收益的可能性，进而损害中小股东利益和企业决策效率。因此，企业与监管部门不仅要关注实际控制人超额委派董事的积极效应，还要对超额委派董事的消极动机进行规避。第二，企业在安排董事会结构时，要认真分析其行业、产权异质性特征。如在竞争性行业中，稳定的控制权市场对于提高企业信息透明度、缓解管理者短视行为更为有效，实际控制人超额委派董事更有助于规范企业投资行为，为企业获取竞争优势。第三，监管部门应对超额委派董事进行合理地规范和引导。如通过对实际控制人所委派的董事的基本情况进行公开透明披露以帮助投资者及时有效地获取相关信息，通过政策法规提升市场透明度，规避实际控制人与董事会的寻租行为产生的负面影响，切实保障投资者的合法权益。最后，企业应建立合理的董事会架构，合理配置投资资金，促进企业实现价值增值。

注释：

①若上市公司董事为实际控制人控制链中的自然人，或与实际控制人存在关联关系，同样认为该董事由实际控制人委派。

② 以表3列(2)的InvEff系数为例，Scb1每提高1个标准差(0.200)， InvEff会提升0.047×0.200=0.0094，相较于InvEff的均值，下降幅度为 0.0094/0.287=0.03。

③工具变量第一阶段回归中，由于所选取的工具变量为行业均值，本文在回归中仅控制了年份固定效应。

④ 当实际控制人超额委派董事连续变量(Scb1、Scb2和Scb3)大于0时，该企业存在实际控制人超额委派董事，构造相应的实际控制人超额委派董事虚拟变量(Scb_dum1、Scb_dum2和Scb_dum3)并取值为1，否则为0。

⑤ 限于篇幅，正文并未列示PSM回归结果，留存备索。

⑥ 限于篇幅，稳健性检验部分未在正文中展示回归结果，留存备索。

⑦ 借鉴胡楠等(2021)的研究[33]，本文中研发支出的缺失值用0替代。