張敦力　江新峰

(中南財(cái)經(jīng)政法大學(xué) 會(huì)計(jì)學(xué)院，湖北 武漢 430073)

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管理者權(quán)力、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)與企業(yè)投資同群效應(yīng)

張敦力江新峰

(中南財(cái)經(jīng)政法大學(xué) 會(huì)計(jì)學(xué)院，湖北 武漢 430073)

基于對(duì)管理者權(quán)力相關(guān)理論的探討，本文研究了管理者權(quán)力如何影響企業(yè)投資的同群效應(yīng)，并考察這一影響在不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)企業(yè)中的差異。研究結(jié)果表明，管理者權(quán)力對(duì)企業(yè)投資同群效應(yīng)具有抑制作用，管理者權(quán)力越大，企業(yè)在進(jìn)行投資決策時(shí)會(huì)越少考慮行業(yè)中其他企業(yè)的投資決策。但是這種影響在不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的企業(yè)中表現(xiàn)不同，在非國(guó)有企業(yè)中，上述影響更加明顯。本文從企業(yè)投資同群效應(yīng)的視角探討了管理者權(quán)力在企業(yè)決策中發(fā)揮的作用，為管理者權(quán)力的薪酬控制理論、風(fēng)險(xiǎn)偏好理論提供了經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。

管理者權(quán)力；產(chǎn)權(quán)性質(zhì)；企業(yè)投資；同群效應(yīng)

一、引言

投資決策不僅影響企業(yè)的市場(chǎng)價(jià)值，而且會(huì)影響整個(gè)社會(huì)經(jīng)濟(jì)運(yùn)行，因此歷來受到學(xué)者關(guān)注。前期研究多基于企業(yè)投資決策獨(dú)立于行業(yè)投資的邏輯，將企業(yè)投資行為視為一系列可觀測(cè)企業(yè)特征的函數(shù)，忽略了同行業(yè)企業(yè)投資行為對(duì)企業(yè)投資決策的影響。證據(jù)表明，投資者相互學(xué)習(xí)、相互模仿的現(xiàn)象較為普遍，并且在固定資產(chǎn)投資中更是如此[1]。同群效應(yīng)(peer effect)是指企業(yè)在進(jìn)行財(cái)務(wù)決策時(shí)受到相同行業(yè)中其他企業(yè)決策影響，模仿其他企業(yè)財(cái)務(wù)決策的現(xiàn)象[2]。就企業(yè)投資的同群效應(yīng)而言，從動(dòng)機(jī)理論來看，該現(xiàn)象的產(chǎn)生源于企業(yè)高管在進(jìn)行投資決策時(shí)出于一定的原因盲目或有意模仿同行業(yè)其他企業(yè)，而忽略了自己擁有的私有信息。這在一定程度上反映了管理者與投資者之間的代理問題。代理問題的存在使得企業(yè)運(yùn)營(yíng)效率低下，股東利益最大化的企業(yè)經(jīng)營(yíng)目標(biāo)無法達(dá)成。從經(jīng)濟(jì)后果來看，投資同群效應(yīng)的出現(xiàn)使得企業(yè)投資更易出現(xiàn)投資過度或投資不足，從而損害投資效率?，F(xiàn)代企業(yè)中企業(yè)的所有權(quán)與經(jīng)營(yíng)權(quán)掌握在不同主體手中，股東將經(jīng)營(yíng)企業(yè)的權(quán)力移交給管理層，管理層有權(quán)做出企業(yè)財(cái)務(wù)決策。已有研究表明，管理者權(quán)力對(duì)企業(yè)股利政策、管理者薪酬契約設(shè)計(jì)均有重要影響。那么，管理者權(quán)力能否以及如何影響企業(yè)投資的同群效應(yīng)？中國(guó)存在兩種性質(zhì)差異懸殊的企業(yè)，國(guó)有企業(yè)與非國(guó)有企業(yè)在外部公司風(fēng)險(xiǎn)、內(nèi)部公司治理以及公司行為等方面存在較大不同。譬如國(guó)有企業(yè)的經(jīng)營(yíng)目標(biāo)并非單純實(shí)現(xiàn)企業(yè)價(jià)值最大化，社會(huì)、政治等非利潤(rùn)目標(biāo)也是其重要考量因素。此外，行業(yè)保護(hù)和政府控制會(huì)對(duì)市場(chǎng)力量塑造國(guó)有企業(yè)管理者薪酬契約的能力產(chǎn)生影響。那么管理者權(quán)力對(duì)企業(yè)投資同群效應(yīng)的影響在不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)企業(yè)中是否具有差異？上述問題尚未得到深入探討。

本文利用我國(guó)滬深A(yù)股上市公司數(shù)據(jù)，研究企業(yè)投資的同群效應(yīng)是否受到管理者權(quán)力的影響，并進(jìn)一步探討這種影響在不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)企業(yè)中的差異。研究發(fā)現(xiàn)，管理者權(quán)力能夠發(fā)揮抑制企業(yè)投資同群效應(yīng)的作用；管理者權(quán)力越大，企業(yè)在進(jìn)行投資決策時(shí)會(huì)越少考慮本行業(yè)中其他企業(yè)的投資決策，兩者之間的關(guān)系可以用管理者權(quán)力的薪酬理論以及風(fēng)險(xiǎn)偏好理論解釋，但是這種影響存在企業(yè)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)層面的異質(zhì)性，在非國(guó)有企業(yè)中，上述影響更加顯著。

本文的研究意義與價(jià)值體現(xiàn)在如下兩點(diǎn)：其一，與以往研究不同，本文突破企業(yè)自身因素，從企業(yè)決策外部影響的視角考察企業(yè)投資行為，這既是對(duì)投資理論研究的拓展，又從新的研究視角探討我國(guó)企業(yè)投資中存在的問題。其二，本文從企業(yè)投資同群效應(yīng)的視角探討了管理者權(quán)力如何影響企業(yè)決策過程，為薪酬控制理論、風(fēng)險(xiǎn)偏好理論對(duì)管理者權(quán)力應(yīng)用的解釋提供了經(jīng)驗(yàn)證據(jù)，同時(shí)指出企業(yè)投資同群效應(yīng)的影響因素，為企業(yè)投資效率的提升提供依據(jù)。

二、文獻(xiàn)回顧與假說提出

企業(yè)在進(jìn)行投資決策時(shí)受到同行業(yè)中其他企業(yè)決策影響，跟隨其他企業(yè)決策的現(xiàn)象被稱為企業(yè)投資中的同群效應(yīng)。Manski指出，在不同的研究領(lǐng)域，同群效應(yīng)也被稱為“模仿效應(yīng)”、“傳染效應(yīng)”、“羊群效應(yīng)”、“跟風(fēng)行為”等[3]。同群效應(yīng)在資本市場(chǎng)投資者、分析師對(duì)公司的評(píng)價(jià)等領(lǐng)域受到學(xué)者的廣泛關(guān)注[4]。Scharfstein和Stein研究了基金管理人的投資決策并指出，基金管理人對(duì)聲譽(yù)的顧慮導(dǎo)致了基金投資行為的同群效應(yīng)?；鸸芾砣说穆曌u(yù)會(huì)因?yàn)橥顿Y人對(duì)他們能力的不信任和投資業(yè)績(jī)的不滿而受到損害，這將影響其職業(yè)發(fā)展。而與行業(yè)中其他基金管理人的投資選擇一致能夠獲得至少與行業(yè)平均收益率持平的投資收益，這可以幫助基金管理人保護(hù)自身聲譽(yù)[5]。Brennan和Li則認(rèn)為，薪酬契約設(shè)置導(dǎo)致了同群效應(yīng)的產(chǎn)生。若經(jīng)理人的薪酬取決于其投資的相對(duì)業(yè)績(jī)，這將促使經(jīng)理人更傾向于與行業(yè)中其他經(jīng)理人保持一致以維護(hù)自己的薪酬[6]。

上市公司的高管，尤其是董事長(zhǎng)或CEO往往擁有較大權(quán)力。管理者權(quán)力反映了公司的管理者影響企業(yè)決策制定和執(zhí)行的能力。理想情況下，依據(jù)公司制企業(yè)的制度安排，企業(yè)高管會(huì)被授予企業(yè)日常經(jīng)營(yíng)過程中的部分特定控制權(quán)，股東掌握企業(yè)的剩余控制權(quán)。事實(shí)上，股權(quán)分散導(dǎo)致中小股東通過剩余控制權(quán)行使權(quán)利的交易成本極大，公司董事會(huì)成為降低交易成本、提升企業(yè)監(jiān)管效率的重要制度設(shè)計(jì)。但完備的契約安排很難達(dá)成，在種種非效率因素的影響下，董事會(huì)又會(huì)將剩余控制權(quán)轉(zhuǎn)移到企業(yè)高管手中[7]。企業(yè)高管同時(shí)掌握特定控制權(quán)與剩余控制權(quán)，擁有了較大的權(quán)力從而能夠?qū)ζ髽I(yè)決策進(jìn)行干涉。管理者權(quán)力對(duì)企業(yè)投資同群效應(yīng)的影響主要體現(xiàn)在以下兩個(gè)方面：

第一，管理者權(quán)力影響企業(yè)薪酬契約的設(shè)計(jì)與執(zhí)行。公司制企業(yè)的所有權(quán)與經(jīng)營(yíng)權(quán)分屬不同主體，在管理者代表公司股東經(jīng)營(yíng)企業(yè)的過程中不可避免地存在兩方之間的代理沖突，管理者的薪酬契約被認(rèn)為是降低代理成本、提升公司運(yùn)營(yíng)效率的一項(xiàng)重要機(jī)制。薪酬契約設(shè)計(jì)的目的是對(duì)管理者進(jìn)行激勵(lì)以促使其努力為股東工作。但是由于管理者的努力程度往往難以測(cè)度，以同行業(yè)企業(yè)績(jī)效作為考核標(biāo)準(zhǔn)的相對(duì)績(jī)效考核機(jī)制(relative performance evaluation)在企業(yè)中得到了廣泛應(yīng)用[8]。根據(jù)方軍雄的分析，在相對(duì)績(jī)效考核體系之下，管理者的經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)不僅依賴于其自身努力，同時(shí)依賴于同行業(yè)企業(yè)表現(xiàn)。超越同行業(yè)其他企業(yè)的業(yè)績(jī)就是優(yōu)良的業(yè)績(jī)，可以幫助管理者領(lǐng)取更多報(bào)酬。而在業(yè)績(jī)表現(xiàn)較差時(shí)，以同行業(yè)企業(yè)業(yè)績(jī)?yōu)闃?biāo)桿，只要沒有低于同行業(yè)企業(yè)平均業(yè)績(jī)水平，報(bào)酬依然可觀[9]。企業(yè)投資決策通常具有一定的持續(xù)性，會(huì)影響當(dāng)期和后續(xù)期間的經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)，當(dāng)管理者做出與行業(yè)投資保持一致的決策時(shí)，企業(yè)業(yè)績(jī)水平與行業(yè)平均水平不會(huì)有巨大差異，其薪酬水平也就相對(duì)平穩(wěn)。因此，相對(duì)績(jī)效考核機(jī)制會(huì)使企業(yè)出現(xiàn)更為嚴(yán)重的投資同群效應(yīng)[6]。學(xué)者對(duì)管理者權(quán)力相關(guān)問題探討的結(jié)論表明，管理者權(quán)力會(huì)影響管理者薪酬契約的制定與執(zhí)行。Bebchuk和Fried研究認(rèn)為，企業(yè)高管的權(quán)力會(huì)影響其自身薪酬的決定過程，管理者權(quán)力越大，他們?cè)谛匠曛贫ㄟ^程中的尋租能力就越大[10]。因此，管理者可以利用手中的權(quán)力影響薪酬制度的制定以減少相對(duì)績(jī)效考核機(jī)制對(duì)自身薪酬的影響。這會(huì)在一定程度上減少企業(yè)投資的同群效應(yīng)。另外，管理者擁有的權(quán)力越大，其通過其他途徑獲取私人收益的可能性就越大。譬如高權(quán)力管理者更有條件進(jìn)行在職消費(fèi)以獲取隱性收益。此時(shí)，管理者不必完全依賴薪酬契約獲得報(bào)酬，這進(jìn)一步削弱了相對(duì)績(jī)效評(píng)價(jià)機(jī)制帶來的影響。因此，當(dāng)管理者權(quán)力較大時(shí)，薪酬契約設(shè)計(jì)顧慮下的投資同群效應(yīng)會(huì)減少。

第二，管理者權(quán)力增加了管理者財(cái)務(wù)決策中的風(fēng)險(xiǎn)偏好。代理理論假定管理者具備風(fēng)險(xiǎn)中性或風(fēng)險(xiǎn)回避特征而忽略其可能偏好風(fēng)險(xiǎn)的事實(shí)[11]。社會(huì)心理學(xué)研究表明，權(quán)力改變了個(gè)體的基本心理過程，對(duì)待風(fēng)險(xiǎn)的態(tài)度取決于個(gè)體權(quán)力的大小[12]。Anderson和Galinsky發(fā)現(xiàn)個(gè)體權(quán)力與風(fēng)險(xiǎn)行為之間呈現(xiàn)正相關(guān)關(guān)系，他們的研究表明，擁有權(quán)力的個(gè)體更加關(guān)注由風(fēng)險(xiǎn)參與帶來的潛在回報(bào)，并且權(quán)力增加了他們對(duì)風(fēng)險(xiǎn)回報(bào)的樂觀預(yù)期，從而進(jìn)一步加劇了風(fēng)險(xiǎn)行為[13]。Galema等探討了印度小額貸款機(jī)構(gòu)中CEO權(quán)力對(duì)其風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)的影響，他們證實(shí)，擁有較大權(quán)力的CEO享受更多的決策自由，這種自由使得他們可能做出更為極端的決策，從而增加公司經(jīng)營(yíng)風(fēng)險(xiǎn)[14]。就企業(yè)投資決策而言，與行業(yè)投資相一致的投資對(duì)于管理者來說無疑是低風(fēng)險(xiǎn)的。這樣做不僅可以維持較高的薪酬水平，并且能避免投資失敗帶來的聲譽(yù)損失。然而，為了追求潛在回報(bào)，擁有高權(quán)力的管理者傾向于追求風(fēng)險(xiǎn)，避免與行業(yè)投資一致，從而減少了企業(yè)投資的同群效應(yīng)。由以上分析可以得出本文的第一個(gè)假說：

H1：限定其他條件，企業(yè)管理者擁有的權(quán)力越大，企業(yè)投資同群效應(yīng)越不明顯。

中國(guó)企業(yè)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)存在二元特征，國(guó)有企業(yè)與非國(guó)有企業(yè)在公司治理與公司行為等方面存在顯著差異，并且在經(jīng)理人薪酬決定機(jī)制方面存在區(qū)別。國(guó)有企業(yè)所有者缺位使得國(guó)有企業(yè)的實(shí)際控制人為國(guó)有資產(chǎn)管理機(jī)構(gòu)，其經(jīng)營(yíng)活動(dòng)較容易受到國(guó)家意志的干預(yù)。國(guó)有企業(yè)的經(jīng)營(yíng)目標(biāo)并非單純實(shí)現(xiàn)企業(yè)價(jià)值最大化，社會(huì)、政治等非利潤(rùn)目標(biāo)也是其重要的考慮因素。此外，行業(yè)保護(hù)和政府控制會(huì)對(duì)市場(chǎng)力量和管理者塑造國(guó)有企業(yè)管理者薪酬契約的能力產(chǎn)生影響。國(guó)有企業(yè)管理者薪酬存在事實(shí)上的政府管制[15]。譬如2014年中共中央政治局召開會(huì)議通過了《中央管理企業(yè)負(fù)責(zé)人薪酬制度改革方案》，對(duì)中央所屬企業(yè)高管薪酬進(jìn)行較為嚴(yán)格的限制，并要求其他國(guó)有企業(yè)參照?qǐng)?zhí)行。由于受到國(guó)家政策的強(qiáng)制性規(guī)定，相較于非國(guó)有企業(yè)，國(guó)有企業(yè)管理者權(quán)力對(duì)其薪酬契約的影響更小。另外，周宏等指出，企業(yè)所有權(quán)性質(zhì)會(huì)對(duì)企業(yè)是否實(shí)施相對(duì)績(jī)效考核機(jī)制產(chǎn)生影響。國(guó)有企業(yè)較少實(shí)施這一考核機(jī)制[16]。這時(shí)管理者權(quán)力無法通過干預(yù)薪酬契約的設(shè)計(jì)與執(zhí)行來減少企業(yè)投資同群效應(yīng)。同時(shí)，管理者風(fēng)險(xiǎn)偏好在不同性質(zhì)企業(yè)中存在異質(zhì)性，而風(fēng)險(xiǎn)偏好的差異必然導(dǎo)致企業(yè)投資行為的不同。伴隨著中國(guó)市場(chǎng)化進(jìn)程的推進(jìn)，國(guó)有企業(yè)管理者的行政等級(jí)制度正被逐步取消，但是政府部門仍然掌握國(guó)有企業(yè)管理者的任命權(quán)。大多數(shù)國(guó)企高管具有企業(yè)家與政府官員的雙重身份。相較于非國(guó)有企業(yè)管理者，他們更加注重政治升遷，并且更加厭惡風(fēng)險(xiǎn)?；趯?duì)政治利益的考慮，他們更傾向于追求企業(yè)業(yè)績(jī)?cè)谌纹趦?nèi)的穩(wěn)定增長(zhǎng)以保護(hù)自己的政治聲譽(yù)[17]。張鐵鑄指出，風(fēng)險(xiǎn)厭惡型管理者做出的投資決策更為保守[18]。Shleifer和Vishny的研究表明，追求政治晉升的高管常常進(jìn)行低水平的重復(fù)建設(shè)[19]。這將減弱基于風(fēng)險(xiǎn)偏好解釋的管理者權(quán)力對(duì)投資同群效應(yīng)的抑制作用。由此，相較于非國(guó)有企業(yè)的管理者，國(guó)有企業(yè)管理者權(quán)力對(duì)企業(yè)投資同群效應(yīng)的抑制作用更弱?；谏鲜隼碚摲治?，我們提出本文的第二個(gè)假說：

H2：限定其他條件，管理者權(quán)力對(duì)投資同群效應(yīng)的抑制作用在非國(guó)有企業(yè)中更顯著。

三、研究設(shè)計(jì)

(一)模型與變量

本文考察企業(yè)管理者權(quán)力對(duì)企業(yè)投資同群效應(yīng)的影響，并區(qū)分企業(yè)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)對(duì)這一問題進(jìn)行探討。借鑒Leary和Roberts以及方軍雄的研究[2][9]，采用的回歸模型如下：

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

(1)

模型(1)中，I為企業(yè)投資，是本文的被解釋變量，借鑒張敦力和江新峰、方軍雄等學(xué)者的變量設(shè)計(jì)規(guī)則[9][20]，本文以企業(yè)購(gòu)建固定資產(chǎn)、無形資產(chǎn)和其他長(zhǎng)期資產(chǎn)支付的現(xiàn)金變動(dòng)數(shù)與企業(yè)期初總資產(chǎn)金額的比值進(jìn)行衡量。Iind為行業(yè)投資，以企業(yè)投資在行業(yè)中的中位數(shù)衡量。Power為管理者權(quán)力變量，有Power1和Power2兩個(gè)具體指標(biāo)。借鑒盧銳、況學(xué)文和陳俊等學(xué)者的研究成果，選取企業(yè)董事長(zhǎng)與總經(jīng)理兼任虛擬變量衡量Power1[21][22]。同時(shí)，F(xiàn)inkelstein指出，管理者權(quán)力由結(jié)構(gòu)、專家、聲望以及所有權(quán)權(quán)力等內(nèi)容構(gòu)成[23]。考慮到我國(guó)上市公司中，管理者持股比例普遍偏低，不足以形成所謂的所有權(quán)權(quán)力。因此，借鑒趙純祥和張敦力的做法[24]，本文以管理者兩職兼任代表結(jié)構(gòu)權(quán)力，以管理者學(xué)歷代表聲望權(quán)力，以任期代表專家權(quán)力，從三個(gè)維度對(duì)管理者權(quán)力進(jìn)行測(cè)度，并參照權(quán)小鋒和吳世農(nóng)的做法構(gòu)造得分變量衡量Power2[25]。Control為借鑒相關(guān)研究設(shè)定的控制變量，包括：(1)公司經(jīng)營(yíng)特征變量，如企業(yè)規(guī)模(Size)、公司貨幣資金規(guī)模(Cash)、公司經(jīng)營(yíng)現(xiàn)金凈流量(Ocf)、固定資產(chǎn)比率(Fa_r)、成長(zhǎng)能力(Growth)、總資產(chǎn)收益率(Roa)、資產(chǎn)負(fù)債率(Lev)、上市年限(Ltime)等；(2)公司外部環(huán)境特征變量，如投資機(jī)會(huì)(Tobin Q)、企業(yè)面臨的市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)程度(HHI)；(3)公司治理特征變量，如第一大股東持股比例(Frist)、董事會(huì)規(guī)模(Board)、獨(dú)立董事比例(Ind_r)等。另外，本文以公司產(chǎn)權(quán)性質(zhì)(State)作為分組變量。在回歸分析時(shí)，除公司治理特征變量外，其他控制變量取滯后一期數(shù)據(jù)。變量定義情況見表1。

根據(jù)Leary和Roberts以及方軍雄的研究，投資同群效應(yīng)的測(cè)度可以表示為企業(yè)投資的變動(dòng)相對(duì)于行業(yè)投資變動(dòng)的敏感程度[2][9]。就模型(1)而言，企業(yè)投資變動(dòng)對(duì)行業(yè)投資變動(dòng)的敏感程度可以表示為(β1+β2×Power)。學(xué)者研究發(fā)現(xiàn)，無論美國(guó)市場(chǎng)還是中國(guó)市場(chǎng)，企業(yè)投資均存在一定程度的同群效應(yīng)，也即系數(shù)β1應(yīng)當(dāng)為正，在本文中，若管理者權(quán)力能夠抑制企業(yè)投資同群效應(yīng)，則系數(shù)β2應(yīng)當(dāng)顯著為負(fù)。

Our English classes are wonderful.每次的英語(yǔ)課“三分鐘熱身”環(huán)節(jié)，同學(xué)們都要上演一出出搞笑的英語(yǔ)課本劇。Indeed，we are crazy about role playing！

表1 變量定義表

(二)樣本選取與數(shù)據(jù)來源

本文采用2002～2012年中國(guó)滬深A(yù)股上市公司的數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析，由于控制變量中有滯后變量，實(shí)際樣本區(qū)間為2003～2012年。本文依據(jù)以下規(guī)則進(jìn)行數(shù)據(jù)篩選：(1)剔除在樣本期間受到特殊處理的公司數(shù)據(jù)；(2)剔除金融保險(xiǎn)類公司數(shù)據(jù)；(3)剔除上市后經(jīng)歷時(shí)間小于一年的公司數(shù)據(jù)；(4)剔除行業(yè)中公司數(shù)目低于10家的公司數(shù)據(jù)；(5)剔除變量數(shù)值不全的公司數(shù)據(jù)。經(jīng)過上述處理本文獲得公司年度樣本5745個(gè)，為避免異常值對(duì)結(jié)果的影響，本文對(duì)所有連續(xù)型變量進(jìn)行了上下1%分位數(shù)的縮尾處理。文中財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)源自CSMAR數(shù)據(jù)庫(kù)，管理者權(quán)力數(shù)據(jù)依據(jù)管理者個(gè)人資料手工計(jì)算得到。

四、實(shí)證檢驗(yàn)

(一)變量的描述性統(tǒng)計(jì)與相關(guān)性分析

本文首先對(duì)變量進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì)，結(jié)果顯示我國(guó)企業(yè)投資變動(dòng)占期初總資產(chǎn)的比重平均為1.2%，最大值為244.9%，且中位數(shù)為0.1%，表明投資行為在不同企業(yè)之間存在異質(zhì)性特征，中位數(shù)大于零表明多數(shù)企業(yè)會(huì)增加投資。行業(yè)投資變量的標(biāo)準(zhǔn)差為0.008，波動(dòng)較小。就管理者權(quán)力表征變量而言，總經(jīng)理與董事長(zhǎng)兩職合一樣本占總樣本的14.2%，表明擁有結(jié)構(gòu)權(quán)力的管理者并不太多；權(quán)力積分變量均值為1.158。就控制變量而言，企業(yè)持有的貨幣資金和固定資產(chǎn)存量在總資產(chǎn)中占比分別為19.2%和30.2%，經(jīng)營(yíng)現(xiàn)金凈流量在總資產(chǎn)中占比為6.4%。本文同時(shí)檢驗(yàn)了主要變量之間的Pearson相關(guān)系數(shù)，結(jié)果表明變量I和變量Iind間具有顯著的正相關(guān)關(guān)系。這與方軍雄的發(fā)現(xiàn)一致，說明我國(guó)企業(yè)投資行為在一定程度上存在向行業(yè)投資看齊的同群效應(yīng)[9]。同時(shí)，各個(gè)變量之間的相關(guān)系數(shù)均未超過0.5，表明模型不存在嚴(yán)重的多重共線性。

(二)實(shí)證結(jié)果分析

我們首先對(duì)管理者權(quán)力如何影響企業(yè)投資同群效應(yīng)進(jìn)行驗(yàn)證；進(jìn)而依據(jù)企業(yè)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)，分國(guó)有組與非國(guó)有組分別進(jìn)行回歸。通過比較兩組樣本回歸中管理者權(quán)力對(duì)企業(yè)投資同群效應(yīng)的影響差異來探究企業(yè)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)對(duì)兩者關(guān)系的影響。本文通過面板回歸分析進(jìn)行假說驗(yàn)證，并按照Driscoll和Kraay的方法對(duì)標(biāo)準(zhǔn)誤進(jìn)行修正從而控制數(shù)據(jù)之間可能存在的異方差、序列相關(guān)等問題[26]。本文使用的統(tǒng)計(jì)軟件為STATA13.0。

表2匯報(bào)了模型(1)的回歸結(jié)果?；貧w(1)與回歸(4)為全樣本回歸，回歸(2)、(3)、(5)、(6)為以企業(yè)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)作為分組變量進(jìn)行的分組回歸，所有回歸的因變量均為企業(yè)投資表征變量I。通過對(duì)全樣本回歸結(jié)果的分析可知，無論以兩職合一抑或是權(quán)力積分作為管理者權(quán)力的衡量指標(biāo)，管理者權(quán)力與行業(yè)投資的交乘項(xiàng)均在1%的顯著性水平上顯著為負(fù)。這表明，管理者權(quán)力可以起到抑制企業(yè)投資同群效應(yīng)的作用。管理者權(quán)力越大，其風(fēng)險(xiǎn)偏好越強(qiáng)烈，從而更有可能摒棄與行業(yè)投資一致這一較為安全的投資方式，并且其具有的控制力可以對(duì)薪酬契約進(jìn)行干預(yù)，減少薪酬與企業(yè)業(yè)績(jī)之間的敏感性，從而減輕投資失利帶來的個(gè)人效用損失。這在一定程度上抑制了管理者進(jìn)行趨同投資的欲望，因而本文假說1成立。通過對(duì)分組回歸系數(shù)進(jìn)行分析可知，管理者權(quán)力表征變量Power1以及Power2與行業(yè)投資表征變量Iind的交乘項(xiàng)在非國(guó)有企業(yè)分組中均在1%的顯著性水平上顯著為負(fù)，在國(guó)有企業(yè)分組中雖然同樣為負(fù)，但是并不顯著，兩個(gè)分組中的結(jié)果顯著不同。這表明由于我國(guó)存在二元所有制體制，管理者權(quán)力對(duì)企業(yè)投資同群效應(yīng)的影響在不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)企業(yè)中出現(xiàn)了差異。在國(guó)有企業(yè)中，管理者薪酬水平多取決于政府部門制定的標(biāo)準(zhǔn)，管理者權(quán)力很難干預(yù)薪酬契約的制定與執(zhí)行，而且基于晉升動(dòng)機(jī)的國(guó)有企業(yè)管理者的投資行為更多表現(xiàn)出低風(fēng)險(xiǎn)偏好，因此管理者權(quán)力對(duì)企業(yè)投資同群效應(yīng)的抑制作用在非國(guó)有企業(yè)中更加顯著，假說2得到經(jīng)驗(yàn)證據(jù)的支持。

同時(shí)還可以看到，行業(yè)投資變量Iind的系數(shù)在所有回歸中均在1%顯著性水平上為正。這表明，企業(yè)投資與行業(yè)投資顯著正相關(guān)，也即雖然管理者權(quán)力對(duì)企業(yè)投資同群效應(yīng)的影響存在體制層面的異質(zhì)性，但是總體而言我國(guó)企業(yè)投資中的同群效應(yīng)是存在的。這與方軍雄的研究結(jié)論一致[9]。

就控制變量而言，企業(yè)投資與企業(yè)規(guī)模(Size)以及固定資產(chǎn)比率(Fa_r)負(fù)相關(guān)。這一結(jié)果意味著，隨著企業(yè)規(guī)模尤其是企業(yè)固定資產(chǎn)規(guī)模的增加，企業(yè)會(huì)在一定程度上減少增量投資，實(shí)現(xiàn)由增量資產(chǎn)向存量資產(chǎn)的轉(zhuǎn)變。同時(shí)，企業(yè)貨幣資金規(guī)模(Cash)和企業(yè)投資機(jī)會(huì)(Tobin Q)與企業(yè)投資正相關(guān)，這表明隨著企業(yè)貨幣資金持有量以及投資機(jī)會(huì)的增多，企業(yè)也會(huì)增加投資。這是因?yàn)槠髽I(yè)投資由投資機(jī)會(huì)驅(qū)動(dòng)，并且受制于企業(yè)自身?yè)碛械馁Y源，企業(yè)貨幣資金持有量是企業(yè)投資行為得以順利進(jìn)行的資源基礎(chǔ)，而投資機(jī)會(huì)則是企業(yè)投資的外部條件。企業(yè)經(jīng)營(yíng)現(xiàn)金凈流量(Ocf)和資產(chǎn)負(fù)債率(Lev)與企業(yè)投資負(fù)相關(guān)，說明經(jīng)營(yíng)活動(dòng)對(duì)資金的占用以及外部資金的過分使用影響了企業(yè)投資行為。另外，企業(yè)治理情況也會(huì)顯著影響企業(yè)的投資行為。這些結(jié)論與相關(guān)文獻(xiàn)研究結(jié)論一致。

表2 管理者權(quán)力與企業(yè)投資同群效應(yīng)的回歸結(jié)果

注：括號(hào)內(nèi)數(shù)據(jù)為回歸系數(shù)對(duì)應(yīng)的t統(tǒng)計(jì)量；*、**、***分別表示在10%、5%、1%的顯著性水平上顯著。下表同。

(三)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為驗(yàn)證本文研究結(jié)論的穩(wěn)健性，本文進(jìn)行了如下穩(wěn)健性測(cè)試：

首先，有關(guān)企業(yè)投資同群效應(yīng)研究中存在的一個(gè)問題是，無法輕易辨別企業(yè)采取與行業(yè)同樣的投資決策到底是基于對(duì)行業(yè)中其他企業(yè)的盲目模仿還是行業(yè)面臨相同的投資機(jī)會(huì)所導(dǎo)致的投資趨同。如果不對(duì)這一問題進(jìn)行很好地辨別，所得結(jié)論將缺乏可靠性。

為減輕這一問題帶來的影響，我們借鑒張敦力和江新峰以及Knyazeva等的研究方法，構(gòu)造變量Comove(Q)并放入回歸模型中進(jìn)行控制[20][27]。該變量構(gòu)造如下：

(2)

公式(2)中，Q表示企業(yè)投資機(jī)會(huì)，用Tobin Q表示，Comove(Q)用來測(cè)度公司投資機(jī)會(huì)的趨同程度。N為年度行業(yè)內(nèi)公司總數(shù)，NQ_incr為年度行業(yè)內(nèi)投資機(jī)會(huì)增加的公司數(shù)目，NQ_decr為年度行業(yè)中投資機(jī)會(huì)減少的公司數(shù)目。該指標(biāo)測(cè)度的是某一年度某一行業(yè)內(nèi)投資機(jī)會(huì)增加或減少的公司數(shù)目中的較大者在行業(yè)所有公司中的占比。Comove(Q)變量的值域?yàn)閇0.5，1]，是行業(yè)中投資機(jī)會(huì)趨同程度的增函數(shù)。放入該變量后，回歸結(jié)果未發(fā)生根本性改變。

其次，上文利用企業(yè)投資在行業(yè)中的中位數(shù)作為行業(yè)投資的替代變量，這里我們采用企業(yè)投資在行業(yè)中的均值作為行業(yè)投資的替代變量進(jìn)行回歸，回歸結(jié)果未發(fā)生根本性改變。

表3報(bào)告了考慮投資機(jī)會(huì)趨同后，以企業(yè)投資在行業(yè)中的均值為替代指標(biāo)的回歸結(jié)果。與上文保持一致，回歸(1)與回歸(4)為全樣本回歸結(jié)果，回歸(2)、(3)、(5)、(6)分別為國(guó)有企業(yè)樣本和非國(guó)有企業(yè)樣本的回歸結(jié)果，所有回歸的因變量均為企業(yè)投資I。從表3可以看到，行業(yè)投資表征變量Iind的回歸系數(shù)在所有樣本中均顯著為正，說明我國(guó)企業(yè)總體而言存在投資同群效應(yīng)；就管理者權(quán)力與行業(yè)投資交乘項(xiàng)的回歸系數(shù)而言，回歸(2)的國(guó)有企業(yè)分組中系數(shù)顯著為負(fù)，但是其絕對(duì)值仍然小于回歸(3)中的非國(guó)有企業(yè)分組，上文結(jié)論在本部分回歸中并未發(fā)生根本性改變。

表3 考慮機(jī)會(huì)趨同的管理權(quán)力與企業(yè)投資同群效應(yīng)回歸結(jié)果

注：限于篇幅，未報(bào)告控制變量系數(shù)，如有興趣歡迎來信索取。下表同。

再次，我們借鑒葉玲和李心合的做法控制了“十一五”規(guī)劃中重點(diǎn)扶持的行業(yè)以減輕產(chǎn)業(yè)政策造成的投資趨同對(duì)本文結(jié)論的影響[28]。若某行業(yè)屬于“十一五”規(guī)劃中重點(diǎn)扶持的行業(yè)，我們構(gòu)造虛擬變量并將其賦值為1，否則賦值為0?？刂飘a(chǎn)業(yè)政策之后的回歸結(jié)果并未改變上文的研究結(jié)論。

最后，考慮到回歸模型中包含交乘項(xiàng)可能產(chǎn)生多重共線性問題，我們將需要構(gòu)造交乘項(xiàng)的變量進(jìn)行中心化后再相乘，回歸結(jié)果仍未發(fā)生根本性改變。以上穩(wěn)健性檢驗(yàn)的結(jié)果表明本文研究結(jié)論是穩(wěn)健的。

(四)進(jìn)一步研究

本文在對(duì)假說1進(jìn)行推導(dǎo)時(shí)指出，管理者權(quán)力會(huì)對(duì)企業(yè)薪酬契約設(shè)計(jì)以及管理者風(fēng)險(xiǎn)偏好產(chǎn)生影響，本部分通過對(duì)管理者權(quán)力與企業(yè)薪酬契約有效性之間關(guān)系的檢驗(yàn)以及管理者權(quán)力與其風(fēng)險(xiǎn)偏好之間關(guān)系的檢驗(yàn)來進(jìn)行驗(yàn)證。從理論上來講，管理者薪酬應(yīng)當(dāng)與企業(yè)業(yè)績(jī)顯著正相關(guān)，而由于存在管理者權(quán)力的干擾，薪酬契約存在失效的可能[29]，這表現(xiàn)為管理者權(quán)力會(huì)降低其薪酬與企業(yè)業(yè)績(jī)之間的正相關(guān)關(guān)系。而就風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)來說，管理者對(duì)風(fēng)險(xiǎn)的態(tài)度取決于個(gè)體權(quán)力的大小，權(quán)力改變了個(gè)體的基本心理。管理者權(quán)力越大，其更加注重風(fēng)險(xiǎn)行為帶來的潛在收益從而更具風(fēng)險(xiǎn)偏好，這表現(xiàn)為管理者權(quán)力與其風(fēng)險(xiǎn)偏好之間的正相關(guān)關(guān)系。對(duì)上述問題進(jìn)行研究的回歸結(jié)果列于表4，表4中所有回歸均為全樣本回歸。第一列與第二列回歸考察的是管理者權(quán)力對(duì)其薪酬契約有效性的影響，因變量為管理者薪酬水平(Wage)，以CEO薪酬的對(duì)數(shù)值衡量，自變量為管理者權(quán)力，分別以兩職合一與權(quán)力積分表示。從中可以看到，企業(yè)業(yè)績(jī)(Roe)與管理者薪酬水平顯著正相關(guān)，而企業(yè)業(yè)績(jī)與管理者權(quán)力變量的交乘項(xiàng)的回歸系數(shù)卻顯著為負(fù)，這說明管理者權(quán)力減弱了企業(yè)業(yè)績(jī)與高管薪酬之間的相關(guān)關(guān)系，高管薪酬契約的有效性受到管理者權(quán)力的干擾，這使得管理者權(quán)力通過影響薪酬契約削弱企業(yè)投資同群效應(yīng)成為可能。第三列與第四列回歸考察的是管理者權(quán)力對(duì)其風(fēng)險(xiǎn)偏好的影響。參照池國(guó)華等的研究，本文以風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)在企業(yè)資產(chǎn)中的比重衡量管理者風(fēng)險(xiǎn)偏好(Risk)，并將其作為因變量進(jìn)行回歸[30]，其中風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)為企業(yè)交易性金融資產(chǎn)、應(yīng)收賬款、可供出售金融資產(chǎn)、持有至到期投資與投資性房地產(chǎn)之和。經(jīng)過分析可知，管理者兩職合一權(quán)力(Power1)和權(quán)力積分(Power2)與管理者風(fēng)險(xiǎn)偏好(Risk)均顯著正相關(guān)，這說明管理者權(quán)力顯著提升了管理者風(fēng)險(xiǎn)偏好，從而能夠降低企業(yè)投資的同群效應(yīng)。

表4 管理者權(quán)力與薪酬契約有效性以及風(fēng)險(xiǎn)偏好

注：由于薪酬數(shù)據(jù)以及風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)數(shù)據(jù)缺失，回歸樣本有所減少。

五、研究結(jié)論與啟示

企業(yè)投資行為歷來受到學(xué)者的關(guān)注，但是這一關(guān)注是建立在企業(yè)決策獨(dú)立做出的假定基礎(chǔ)之上，并未充分考慮行業(yè)中其他企業(yè)的影響。本文基于對(duì)管理者權(quán)力相關(guān)理論的探討，研究了企業(yè)投資決策的同群效應(yīng)如何受到企業(yè)內(nèi)部管理者權(quán)力的影響，并且進(jìn)一步區(qū)分企業(yè)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)對(duì)這一問題進(jìn)行考察。本文研究發(fā)現(xiàn)，管理者權(quán)力能夠發(fā)揮抑制企業(yè)投資同群效應(yīng)的作用，即管理者權(quán)力越大，其在進(jìn)行投資決策時(shí)會(huì)越少考慮行業(yè)中其他企業(yè)的投資決策，兩者之間的關(guān)系可以用管理者權(quán)力的薪酬理論以及風(fēng)險(xiǎn)偏好理論解釋。但是這種影響存在企業(yè)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)層面的異質(zhì)性，在非國(guó)有企業(yè)中，上述影響更加顯著。

本文從企業(yè)投資同群效應(yīng)的視角探討了管理者權(quán)力在企業(yè)決策中發(fā)揮的作用，發(fā)現(xiàn)管理者權(quán)力通過降低企業(yè)薪酬契約有效性以及影響管理者的風(fēng)險(xiǎn)偏好來影響企業(yè)投資的同群效應(yīng)。這一結(jié)論為薪酬控制理論、風(fēng)險(xiǎn)偏好理論對(duì)管理者權(quán)力應(yīng)用的解釋提供了證據(jù)，具有一定的理論意義。結(jié)合本文研究結(jié)論可知，通過增加管理者權(quán)力供給，企業(yè)可以在一定程度上減少投資同群效應(yīng)，有助于提升企業(yè)投資效率。但是這一做法的代價(jià)是企業(yè)有可能犧牲薪酬契約的制定與執(zhí)行效率，并且承擔(dān)管理者激進(jìn)投資造成損失的潛在風(fēng)險(xiǎn)。因此企業(yè)應(yīng)當(dāng)將管理者權(quán)力限定在一個(gè)適度范圍內(nèi)，以實(shí)現(xiàn)投資效率提升與投資風(fēng)險(xiǎn)可控的最優(yōu)結(jié)合，而如何確定這樣的最優(yōu)管理者權(quán)力范圍將是本文進(jìn)一步研究的方向。

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(責(zé)任編輯：胡浩志)

2016-03-23

財(cái)政部全國(guó)會(huì)計(jì)領(lǐng)軍人才培養(yǎng)工程特殊支持計(jì)劃；武漢市黃鶴英才計(jì)劃；中南財(cái)經(jīng)政法大學(xué)博士生科研創(chuàng)新項(xiàng)目“企業(yè)投資同行效應(yīng)問題研究”(2015B1105)

張敦力(1971— )，男，安徽廬江人，中南財(cái)經(jīng)政法大學(xué)會(huì)計(jì)學(xué)院教授，博士生導(dǎo)師；

F275

A

1003-5230(2016)05-0082-09

江新峰(1989— )，男，山東泰安人，中南財(cái)經(jīng)政法大學(xué)會(huì)計(jì)學(xué)院博士生。