杭建民， 于　蕾

(天津大學(xué)管理與經(jīng)濟(jì)學(xué)部， 天津 300072)

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國(guó)企高管權(quán)力強(qiáng)度和資本投資與公司業(yè)績(jī)波動(dòng)

杭建民， 于蕾

(天津大學(xué)管理與經(jīng)濟(jì)學(xué)部， 天津 300072)

摘要：投資活動(dòng)作為公司最重要的理財(cái)活動(dòng)之一，對(duì)公司未來(lái)業(yè)績(jī)以及業(yè)績(jī)的穩(wěn)定性影響重大，而投資決策不可避免的受到公司高管權(quán)力強(qiáng)度的影響。以2004—2013年我國(guó)滬深兩市國(guó)有控股上市公司為研究樣本，采用固定效應(yīng)模型探討了企業(yè)高級(jí)管理層的權(quán)力強(qiáng)度與企業(yè)投資規(guī)模之間的相互作用關(guān)系，并且深入研究了權(quán)力強(qiáng)度如何影響由投資所產(chǎn)生的績(jī)效波動(dòng)。結(jié)果表明，高管權(quán)力強(qiáng)度與資本投資正相關(guān)，地方政府終極控制的上市公司較之中央控股的公司高級(jí)管理層權(quán)力強(qiáng)度對(duì)于投資更加敏感；投資產(chǎn)生的績(jī)效波動(dòng)受高級(jí)管理層權(quán)力的影響被進(jìn)一步放大，地方政府此種效應(yīng)比中央政府控股的公司更加顯著。

關(guān)鍵詞：高管權(quán)力強(qiáng)度； 資本投資； 業(yè)績(jī)波動(dòng)

一、 高管權(quán)力的提出

對(duì)于權(quán)力的討論最早出現(xiàn)在社會(huì)學(xué)及政治學(xué)的文獻(xiàn)之中，主要討論權(quán)力的來(lái)源和權(quán)力的功能。經(jīng)濟(jì)學(xué)家關(guān)注的是組織中的權(quán)力以及權(quán)力配置如何影響組織設(shè)計(jì)及組織績(jī)效[1-2]。對(duì)管理權(quán)力經(jīng)濟(jì)后果的研究集中在高管權(quán)力對(duì)自身薪酬的影響上，早期的研究發(fā)現(xiàn)，公司高管在很大程度上影響甚至決定自己的薪酬的多少以及薪酬的形式。Chen, Ezzamel and Cai[3]認(rèn)為，高層薪酬水平與結(jié)構(gòu)和聲譽(yù)權(quán)力存在顯著正向關(guān)系，而政治權(quán)力與目標(biāo)標(biāo)量之間關(guān)系不顯著。方軍雄發(fā)現(xiàn)了我國(guó)高管薪酬非對(duì)稱(chēng)變動(dòng)問(wèn)題[4]。Van Essen, Otten and Carberry得出核心管理層的權(quán)力能夠解釋諸如現(xiàn)金收入在內(nèi)的核心薪酬問(wèn)題，但是難以解釋對(duì)薪酬績(jī)效的影響[5]。

只有少數(shù)的研究涉及到管理權(quán)力如何影響企業(yè)投資決策行為。Grinstein和Hribar發(fā)現(xiàn)，如果CEO能夠影響董事會(huì)的投資決策，則會(huì)更青睞于進(jìn)行公司并購(gòu)，進(jìn)而獲得更高的報(bào)酬[6]。而在探討公司大股東與CEO之間投資決策間相互影響的研究中，Mishra認(rèn)為，多個(gè)大股東會(huì)在具體的經(jīng)營(yíng)活動(dòng)中相互制約，因此董事會(huì)將傾向于追逐風(fēng)險(xiǎn)較低的次優(yōu)投資方案[7]。

對(duì)于我國(guó)國(guó)有上市公司而言，“所有者缺位”帶來(lái)的內(nèi)部人控制以及“一股獨(dú)大”的股權(quán)結(jié)構(gòu)都可能導(dǎo)致企業(yè)控制權(quán)轉(zhuǎn)移到管理層手中[8]。Finkelstein and Boyd指出，經(jīng)理人員擁有的權(quán)力越大，他們追求自利性行為的機(jī)會(huì)就會(huì)越多[9]。Bertrand and Mullainathan、Adams，Almeida and Ferreira研究認(rèn)為，強(qiáng)勢(shì)的經(jīng)理人員成為公司業(yè)績(jī)不穩(wěn)定的重要影響因素[10-11]。因此,可以預(yù)測(cè)，高管人員為了獲得上述租金會(huì)利用權(quán)力通過(guò)資本投資來(lái)構(gòu)建企業(yè)帝國(guó)，從經(jīng)濟(jì)后果來(lái)考察，在其權(quán)力強(qiáng)度較大時(shí)做出的投資決策往往會(huì)帶來(lái)極端的業(yè)績(jī)，表現(xiàn)為更大的業(yè)績(jī)波動(dòng)性。因此，本文提出如下假設(shè)。

假設(shè)1：在全樣本中，高管權(quán)力強(qiáng)度與資本投資正相關(guān)。

假設(shè)2：在全樣本中，高管權(quán)力強(qiáng)度對(duì)投資帶來(lái)的公司業(yè)績(jī)波動(dòng)性具有放大作用，即高管權(quán)力強(qiáng)度越大，則投資帶來(lái)的公司業(yè)績(jī)波動(dòng)越大。

假設(shè)3：在地方政府控制的上市公司中，高管權(quán)力強(qiáng)度-投資的敏感性小于地方終極控制的上市公司。

假設(shè)4：關(guān)于高層管理層的權(quán)力強(qiáng)度對(duì)于投資產(chǎn)生的公司績(jī)效波動(dòng)效應(yīng)，地方政府管理的上市公司相比于中央政府管理的上市公司要不顯著的多。

二、 主管權(quán)力變量與業(yè)績(jī)波動(dòng)風(fēng)險(xiǎn)關(guān)系分析

1. 研究變量的設(shè)計(jì)

(一) 高管權(quán)力

“高管”特指執(zhí)行層面的高級(jí)管理人員，即總經(jīng)理(總裁或CEO)。目前，在對(duì)高管權(quán)力指標(biāo)的選擇上存在的一個(gè)問(wèn)題是混淆了權(quán)力本身和權(quán)力的約束機(jī)制?？疾霧inkelstein中對(duì)權(quán)力的劃分，則是完全從高管人員自身的特征出發(fā)，而沒(méi)有選擇外部的約束機(jī)制進(jìn)行間接衡量。本文根據(jù)Finkelstein[12]和Eriksson[13]的研究思路，從高管自身特征出發(fā)選擇高管權(quán)力變量。

(1) 組織權(quán)力。Finkelstein的研究表明，在公司的戰(zhàn)略決策中，高層管理者如果同時(shí)也是董事會(huì)成員，則比非董事會(huì)成員的高管對(duì)決策的影響力要大[14]。

(2) 專(zhuān)家權(quán)力。采用CEO是否高級(jí)職稱(chēng)以及其任職年限來(lái)測(cè)量CEO的專(zhuān)家權(quán)力。

(3) 聲望權(quán)力。聲望代表公司上下員工以及合作企業(yè)對(duì)高管的信任和肯定，高聲望的高管往往可以獲得各方的支持，幫助企業(yè)規(guī)避風(fēng)險(xiǎn)，戰(zhàn)勝困難。

(4) 綜合指標(biāo)。除了上述3個(gè)變量以外，主管權(quán)力還應(yīng)該存在其他綜合、全面的指標(biāo)，用以反映高管權(quán)力其他方面。權(quán)力變量?jī)?nèi)涵(見(jiàn)表1)。

表1　權(quán)力變量說(shuō)明

(二) 業(yè)績(jī)波動(dòng)風(fēng)險(xiǎn)

本研究以投資之后3年內(nèi)公司業(yè)績(jī)指標(biāo)總資產(chǎn)報(bào)酬率Roa、權(quán)益報(bào)酬率Roe的標(biāo)準(zhǔn)差來(lái)表示公司業(yè)績(jī)的波動(dòng)性。業(yè)績(jī)的波動(dòng)性風(fēng)險(xiǎn)采用Std_Roa和Std_Roe表示。

2. 研究模型

采用4個(gè)回歸模型，其中模型Ⅰ為投資規(guī)模It/Kt-1，解釋變量是高管權(quán)力Pt，重點(diǎn)考察投資-高管權(quán)力是否具有敏感性；模型Ⅱ依然為投資規(guī)模It/Kt-1，但解釋變量中加入高管權(quán)力Pt和控股類(lèi)別Lt的交互項(xiàng)，考察地方控股的上市公司中投資-高管權(quán)力是否具有更大的敏感性。變量?jī)?nèi)涵(見(jiàn)表2)。

It/Kt-1=a0+a1Pt+a2Lt+a3Qt+a4CFt+a5Lt+a6LnSt+a7N1+a8FA+a9I+a10Y+ε

(1)

It/Kt-1=a0+a1Pt+a2Lt+a3Pt×Lt+a4Qt+a5CFt+a6Lt+a7LnSt+a8N1+a9FA+a10I+a11Y+ε

(2)

模型Ⅲ為業(yè)績(jī)波動(dòng)風(fēng)險(xiǎn)Std_Roa或者Std_Roe，解釋變量是投資規(guī)模It/Kt-1，考察從一般意義上而言投資規(guī)模的擴(kuò)大是否會(huì)帶來(lái)更大的業(yè)績(jī)波動(dòng)風(fēng)險(xiǎn)；模型Ⅳ依然為業(yè)績(jī)波動(dòng)風(fēng)險(xiǎn)Std_Roe，在解釋變量中加入高管權(quán)力Pt和投資規(guī)模It/Kt-1的交互項(xiàng)，考察投資本身所帶的績(jī)效波動(dòng)是否會(huì)因?yàn)闄?quán)力的影響而變化。

Std_Roa 或 Std_Roe=a0+a1It/Kt-1+a2Qt+a3CFt+a4Lt+a5LnSt+a6N1+a7FA+a8I+a9Y+ε

(3)

Std_Roa 或 Std_Roe=a0+a1It/Kt-1+a2Pt×It/Kt-1+a3Qt+a4CFt+a5Lt+a6LnSt+a7N1+a8FA+a9I+a10Y+ε

(4)

3. 樣本選擇和實(shí)證研究方法

選取2004—2013年滬深兩市A股非金融公司為研究樣本，并剔除掉剔除ST和PT公司以及當(dāng)年CEO發(fā)生變更的公司。最終總計(jì)得到有效樣本4 684個(gè)公司/年，其中中央政府終極控制為886個(gè)公司/年，地方終極終極上市公司為3 798個(gè)公司/年。本文的高管權(quán)力數(shù)據(jù)基本上采集自CSMAR數(shù)據(jù)庫(kù)，外加手工收集。CCER數(shù)據(jù)庫(kù)提供了上市公司終極控制人的數(shù)據(jù)。

連續(xù)10年(2004—2013)的非均衡面板數(shù)據(jù)，包括帶有橫截面、時(shí)間序列數(shù)據(jù)，是本研究的樣本數(shù)據(jù)。由于跨度較長(zhǎng)，通過(guò)采取固定效應(yīng)模型以抵消那些不可觀察個(gè)體和時(shí)間特征。多元回歸分析使用Stata10.0軟件完成。各變量?jī)?nèi)涵(見(jiàn)表2)。

三、 實(shí)證回歸分析

1. 描述性統(tǒng)計(jì)分析

在回歸分析之前，分別對(duì)全樣本、中央終極控制樣本(L=0)和地方終極控制樣本(L=1)的高管權(quán)力、投資規(guī)模、Roa波動(dòng)、Roe波動(dòng)、運(yùn)營(yíng)現(xiàn)金凈流量比率(CF)、投資機(jī)會(huì)(Q)和第一大股東持股比例(N1)等指標(biāo)進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì)分析，并在以下兩種類(lèi)型的樣本(中央終極控制、地方終極控制)進(jìn)行均值T(參數(shù))和Wilcoxon符號(hào)秩檢驗(yàn)(非參數(shù))。

表2　各變量定義

以主成分分析方法得到的高管權(quán)力指標(biāo)Prt1，全樣本的均值為-0.067，地方政府終極控制的公司中高管權(quán)力強(qiáng)度的均值要高于中央政府終極控制的公司，這種差異統(tǒng)計(jì)顯示具有顯著意義；以等權(quán)平均方法得到的Prt2結(jié)果基本與Pt1相同。而且兩種方法得到的高管權(quán)力指標(biāo)均顯示，在地方政府終極控制的公司中高管權(quán)力強(qiáng)度的標(biāo)準(zhǔn)差均大于中央政府終極控制的公司。進(jìn)一步說(shuō)明，地方終極控制公司的高管在平均水平上，具有更大的權(quán)力，但是高管權(quán)力強(qiáng)度的差異也比較大。

投資規(guī)模It/Kt-1的統(tǒng)計(jì)結(jié)果顯示，中央終極控制的上市公司投資的均值以及中值都明顯低于地方終極所有的上市公司，這可能由于在本地上市公司規(guī)模擴(kuò)大的過(guò)程中，不僅帶來(lái)本地經(jīng)濟(jì)總量的提高更重要的是地方政府政績(jī)也能夠提升，因此地方政府更有意愿去鼓勵(lì)上市公司進(jìn)行擴(kuò)張投資。雖然，中央終極控制的上市公司在業(yè)績(jī)波動(dòng)性指標(biāo)上(ROA和ROE波動(dòng)率均、中值)明顯低于地方終極所有上市公司，但是統(tǒng)計(jì)上并不具有顯著意義。

2. 多元回歸分析

(一) 高管權(quán)力強(qiáng)度與投資規(guī)模的回歸結(jié)果

表3是高管權(quán)力強(qiáng)度與投資規(guī)模的回歸結(jié)果。模型Ⅰ和模型Ⅱ是針對(duì)全樣本投資規(guī)模分別對(duì)Pt1和Pt2的回歸；模型Ⅲ～模型Ⅵ是分別針對(duì)地方終極控制上市公司和中央終極控制上市公司投資規(guī)模對(duì)權(quán)力指標(biāo)的回歸；為了考察兩類(lèi)公司高管權(quán)力強(qiáng)度對(duì)投資規(guī)模的影響是否具有顯著性差異，模型Ⅶ和模型Ⅷ加入了高管權(quán)力和終極控制人類(lèi)型的交互項(xiàng)。

權(quán)力強(qiáng)度指數(shù)與投資規(guī)模的回歸結(jié)果為正，以主成分分析法得到的Pt1與投資規(guī)模的關(guān)系顯著為正，等權(quán)平均計(jì)算的Pt2與投資規(guī)模的關(guān)系盡管為正，但是沒(méi)有通過(guò)顯著性檢驗(yàn)。國(guó)企的高管權(quán)力強(qiáng)度與投資規(guī)模為正相關(guān)關(guān)系，權(quán)力強(qiáng)度越大規(guī)模就越大。將樣本分為兩類(lèi)：一類(lèi)是地方終極控制；另一類(lèi)是中央終極控制。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，Pt1和Pt2仍然與投資規(guī)模有密不可分的關(guān)系，由于投資-高管權(quán)力的高敏感性，在地方政府終極控制的國(guó)有上市公司中，投資規(guī)模與高管權(quán)力成正影響關(guān)系，權(quán)力強(qiáng)度越大投資規(guī)模也越大。模型Ⅶ和模型Ⅷ加入了高管權(quán)力強(qiáng)度與終極控制人類(lèi)型的交互項(xiàng)，發(fā)現(xiàn)交互性顯著為正，說(shuō)明地方終極控制上市公司和中央終極控制上市公司中高管權(quán)力對(duì)投資的影響具有顯著性差異，地方終極控制的上市公司中高管權(quán)力強(qiáng)度帶來(lái)了更大的投資擴(kuò)張。

(二) 高管權(quán)力強(qiáng)度和投資規(guī)模與績(jī)效波動(dòng)的回歸

表4是高管權(quán)力強(qiáng)度和投資規(guī)模與公司績(jī)效波動(dòng)之間的回歸結(jié)果，用以考察國(guó)有企業(yè)投資擴(kuò)張所帶來(lái)的經(jīng)濟(jì)后果，以及不同類(lèi)型國(guó)有企業(yè)高管權(quán)力強(qiáng)度的差異對(duì)投資經(jīng)濟(jì)后果的影響是否具有差異。其中模型Ⅰ～模型Ⅵ中被解釋變量是總資產(chǎn)報(bào)酬率的標(biāo)準(zhǔn)差Std_Roa，其中模型Ⅰ和模型Ⅱ中未加入任何交互項(xiàng)，直接考察投資規(guī)模、高管權(quán)力和未來(lái)業(yè)績(jī)波動(dòng)之間的關(guān)系；模型Ⅲ和模型Ⅳ中加入權(quán)力和投資交互項(xiàng)，考察投資對(duì)業(yè)績(jī)波動(dòng)的影響是否因?yàn)闄?quán)力因素的加入而變化；模型Ⅴ和模型Ⅵ中繼續(xù)加入控股類(lèi)型、投資和權(quán)力三者的交互項(xiàng)，考察這種變化是否因?yàn)榭毓深?lèi)型的不同而具有顯著差異。模型Ⅶ～模型Ⅻ思路和模型Ⅰ～模型Ⅵ的思路一致，但被解釋變量是權(quán)益報(bào)酬率Roe表示的業(yè)績(jī)波動(dòng)。

模型Ⅰ和模型Ⅱ表明，投資規(guī)模和未來(lái)績(jī)效波動(dòng)之間的關(guān)系并不顯著，說(shuō)明從普遍意義上而言，國(guó)有企業(yè)投資規(guī)模的擴(kuò)大并未引致極端的業(yè)績(jī)。模型Ⅲ和模型Ⅳ中加入高管權(quán)力與投資規(guī)模的交互項(xiàng)，發(fā)現(xiàn)交互項(xiàng)與公司績(jī)效波動(dòng)的回歸系數(shù)顯著正相關(guān)，說(shuō)明高管權(quán)力強(qiáng)度越大，在做出投資擴(kuò)張決策時(shí)，高管越有可能做出最好的或者最差的決策，從而更可能帶來(lái)未來(lái)績(jī)效的較大波動(dòng)。這印證了Bertrand和Mullainathan以及Almeida和Ferreira等人研究結(jié)果的正確性，強(qiáng)權(quán)的經(jīng)理確實(shí)是導(dǎo)致公司業(yè)績(jī)不穩(wěn)定的重要因素。當(dāng)因?yàn)楦吖苋藛T權(quán)力過(guò)大導(dǎo)致其個(gè)人決策缺乏約束機(jī)制時(shí)，企業(yè)的業(yè)績(jī)往往會(huì)有較大波動(dòng)， 業(yè)績(jī)的起落完全依賴(lài)于高管個(gè)人對(duì)投資項(xiàng)目的判斷。模型Ⅴ和模型Ⅵ繼續(xù)加入高管權(quán)力、投資規(guī)模和終極控制類(lèi)型三者的交互項(xiàng)，驗(yàn)證了在地方終極控制的上市公司中是否因?yàn)檫^(guò)大的高管權(quán)力導(dǎo)致投資擴(kuò)張，從而進(jìn)一步增加公司績(jī)效波動(dòng)風(fēng)險(xiǎn)，結(jié)果僅在以主成分分析法得到的P1組中得到了微弱的正相關(guān)，表明相對(duì)于中央終極控制的上市公司而言，地方國(guó)有企業(yè)權(quán)力相對(duì)集中，其高管的投資決策行為會(huì)為企業(yè)經(jīng)營(yíng)帶來(lái)更多的不確定性。模型Ⅶ～模型Ⅻ中被解釋變量是權(quán)益報(bào)酬率的標(biāo)準(zhǔn)差Std_Roe，回歸結(jié)果的方向基本與對(duì)Std_Roa的回歸結(jié)果一致。

表3　控股類(lèi)型、高管權(quán)力強(qiáng)度對(duì)投資規(guī)模的影響

注：***表示在99%的置信水平上顯著，**表示在95%的置信水平上顯著，*表示在90%的置信水平上顯著。被解釋變量是I，解釋變量是P。F表明使用固定效應(yīng)模型時(shí)整個(gè)方程的顯著性，分別列出F值、自由度和顯著性水平。

3. 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了檢驗(yàn)本論文研究結(jié)論的穩(wěn)定性，我們又進(jìn)行了穩(wěn)健性檢驗(yàn)。首先，改變計(jì)算公司業(yè)績(jī)波動(dòng)方法，計(jì)算樣本公司在連續(xù)4年間的業(yè)績(jī)波動(dòng)狀況，即分別計(jì)算2005—2008年、2006—2009年、2007—2010年的業(yè)績(jī)波動(dòng)指標(biāo)，然后利用所獲得的業(yè)績(jī)波動(dòng)面板數(shù)據(jù)，對(duì)前面所得出的結(jié)論進(jìn)行檢驗(yàn)，在具體回歸分析時(shí)，根據(jù)Hausman檢驗(yàn)的結(jié)果，確定是選擇固定效應(yīng)還是隨機(jī)效應(yīng)進(jìn)行估計(jì)；其次，對(duì)連續(xù)型變量首尾采取1%的截尾處理，然后重新估計(jì)正文的回歸方程；上面的穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)論與論文前面得出的結(jié)論一致，限于篇幅，未作列示。

表4　高管權(quán)力強(qiáng)度、投資規(guī)模對(duì)公司業(yè)績(jī)波動(dòng)的影響

注：在99%的置信水平上顯著用***表征，在95%的置信水平上顯著用**表征，在90%的置信水平上顯著用*表征。被解釋變量是業(yè)績(jī)波動(dòng)風(fēng)險(xiǎn)Std_Roa或者Std_Roe，解釋變量是高管權(quán)力P、投資規(guī)模I和控股類(lèi)型。F表明使用固定效應(yīng)模型時(shí)整個(gè)方程的顯著性，分別列出F值、自由度和顯著性水平。

四、 結(jié)語(yǔ)

本文基于10年間(2004—2013)滬深兩市國(guó)有控股上市公司的數(shù)據(jù)樣本，探討了投資規(guī)模與高管人員的權(quán)力之間的相關(guān)性以及兩者之間的敏感程度；高管權(quán)力集中產(chǎn)生的投資效果，亦即投資產(chǎn)生的績(jī)效波動(dòng)是否受到權(quán)力的影響并產(chǎn)生改變。結(jié)果表明，國(guó)企高管的權(quán)力與投資規(guī)模是互為正影響的關(guān)系，即權(quán)力越大投資規(guī)模越大，而且投資-高管權(quán)力在地方政府終極控制的上市公司中的敏感性更大。然而，從經(jīng)濟(jì)后果的角度上考察，國(guó)有企業(yè)的投資擴(kuò)張并未帶來(lái)更大的績(jī)效波動(dòng)，反而是企業(yè)高層權(quán)力的集中程度會(huì)增加投資產(chǎn)生的績(jī)效波動(dòng)的不穩(wěn)定性，而且中央政府終極控制的上市公司此種效果更弱一些。

投資活動(dòng)作為公司中最重要的一項(xiàng)理財(cái)活動(dòng)，對(duì)于公司未來(lái)的業(yè)績(jī)以及業(yè)績(jī)的穩(wěn)定性都有至關(guān)重要的影響，而投資決策不可避免的受到公司高管權(quán)力強(qiáng)度的影響。高管權(quán)力強(qiáng)度越大，在缺乏監(jiān)督約束的情況下，可能導(dǎo)致極端的投資決策，從而使得公司具有更大的業(yè)績(jī)波動(dòng)風(fēng)險(xiǎn)。對(duì)國(guó)有企業(yè)投資效率的考察不僅僅只關(guān)注業(yè)績(jī)，還應(yīng)該關(guān)注業(yè)績(jī)的波動(dòng)；“高管權(quán)力”本身并不具有價(jià)值判斷，在國(guó)有企業(yè)具體的經(jīng)營(yíng)情景中，董事會(huì)應(yīng)該結(jié)合具體的經(jīng)營(yíng)環(huán)境對(duì)“高管權(quán)力”動(dòng)態(tài)地監(jiān)控和管理，防止對(duì)其權(quán)力沒(méi)有約束的情況下出現(xiàn)的極差的投資決策。

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收稿日期：2015-10-28.

基金項(xiàng)目：國(guó)家自然科學(xué)基金資助項(xiàng)目(71172067)；教育部人文社科研究規(guī)劃基金資助項(xiàng)目(15YJA630028)；天津市教委重大基金資助項(xiàng)目(2014ZD52).

作者簡(jiǎn)介：杭建民(1956—)，男，研究員.

通訊作者：于蕾，tjjwkyc@126.com.

中圖分類(lèi)號(hào)：F275.1

文獻(xiàn)標(biāo)志碼：A

文章編號(hào)：1008-4339(2016)04-298-06

Managerial Power in State-Owned Enterprises, Capital Investment and Fluctuations of Performance

Hang Jianmin， Yu Lei

(College of Management and Economics, Tianjin University, Tianjin 300072, China)

Abstract：The investmentactivities of company as one of the most important financial activities, for the future performance of the company and the stability of the performance have a vital effect. Taking the state-owned listed companies in Shanghai and Shenzhen as the research sample in 2004-2013, and using the fixed effect model to discuss the relationship between the managerial power in companies and the investment scale of companies, and to further study how the managerial power affects the fluctuations of performance by the investment. The conclusions are as follow: Managerial power in state-owned enterprises has positive effect on the firms’ capital investment. Moreover, the correlation between investment and managerial power in local government-owned enterprises is more significant than central government-owned enterprises. Managerial power influences the correlation between fluctuations of performance and investment positively，and the positive influence is found more significantly in local government-owned enterprises.

Keywords:managerial power in state-owned enterprises; capital investment; fluctuations of performance