經理人代理對投資效率的影響
——基于中國上市家族企業的研究

吳應軍

(西南財經大學 經濟學院，四川 成都 611130)

經理人代理對投資效率的影響

——基于中國上市家族企業的研究

吳應軍

(西南財經大學 經濟學院，四川 成都 611130)

摘要：本文利用中國上市家族企業的數據考察經理人代理對投資效率的影響。我們以董事長是否為最終控制人的家族成員來度量代理問題，回歸結果表明經理人代理對投資效率具有顯著的負向影響，但是這種影響主要發生在實際投資超過預期水平的企業。其產生原因既不是家族成員董事長和代理人董事長之間的能力差異，也不是后者的過度投資傾向和偷懶行為。對于這種道德風險，證券交易所的預警和最終控制人的個人影響具有顯著的抑制作用，而公司治理方面的制度安排的效果卻不明顯。

關鍵詞：代理問題；投資效率；上市公司；家族企業

一、引言

經理人代理對企業投資的影響一直受到學界的高度關注*為了跟大股東與小股東之間的代理關系相區別，我們使用“經理人代理”一詞指職業經理人與股東之間的代理關系。對家族企業來說，則主要是職業經理人與最終控制人之間的代理關系。。Jensen和Stulz認為，在兩權分離的情況下，職業經理人往往偏向把企業做大，投資沖動過于強烈，導致企業的投資超過最優水平，形成過度投資[1-2]。而Bertrand等則認為由于投資會給經理人帶來私人成本，如果這種成本過高，那么經理人就會偷懶，并由此導致投資不足和投資質量的低下[3]。另外，代理人為了在職業經理人市場給自己樹立高能力的聲譽，也可能在投資上做出一些扭曲[4-5]。這些行為都將導致投資偏離最優水平，損害企業價值。由于代理問題對企業投資效率的影響有這些不同的途徑，在不同的情況下，各因素的相對重要性不同，因此代理問題對投資效率的影響主要是一個實證問題。

從外文文獻來看，大部分研究都支持Jensen和Stulz的理論[6-8]。由于并購容易被外部的研究者所觀察，相關的信息披露也更為充分，所以經理人代理對這類投資的影響受到了國外研究者的更多關注。相關文獻發現在很多并購宣布之后，并購方的股價出現下跌[9]，而且對于那些管理層持股較少、現金流豐富而Tobin’s Q較小的企業，以及標的資產與現有業務無關聯的交易，股價的下跌更為明顯[10-13]。根據相關的理論，股價的下跌表明企業的投資超過了最優水平，管理層持股越少則代理問題越嚴重，Tobin’s Q較小表明企業的投資機會較少，而現金流豐富便于過度投資的操作，收購不相關資產可以使“企業王國”更為穩固。所以，這些發現意味著過度投資與經理人代理有關[14]，從而支持Jensen和Stulz的判斷。

但是，并非所有的實證研究都支持Jensen和Stulz的觀點。Opler等發現Jensen的假說并不能得到實證檢驗的支持[15]，而Aggarwal等的研究則間接支持Bertrand等的理論[16]。

關于經理人代理對投資效率的影響，中文文獻也大多支持Jensen的觀點。連玉君與程建、楊興全等發現管理層權力的增加顯著提高了上市公司的現金持有水平和過度投資[17-18]；肖珉則發現強制性現金股利有利于抑制內部現金流富余的公司進行過度投資[19]。鐘海燕等以政府和國有上市公司之間的金字塔層級來度量代理問題的嚴重程度，發現代理問題對企業的過度投資的確有顯著的正向影響，而公司治理的改善則可以減小企業投資的扭曲[20]。劉慧龍等發現公司的決策權配置可能會影響其投資效率，該效應的大小取決于公司盈余管理的程度[21]。

除了這些比較直接的證據以外，還有一些文獻通過研究公司治理等變量對投資效率的影響，對經理人代理對投資效率的影響提供了間接證據。辛清泉等發現薪酬激勵不足導致了地方政府控制的上市公司出現過度投資[22]。呂長江與張海平發現股權激勵比非股權激勵能更為有效地抑制投資過度[23]。陳運森與謝德仁發現獨立董事治理作用的改善有助于抑制公司的投資扭曲，但是該效應的發揮依賴于公司最終控制人的產權性質和地方政府的干預水平[24]。而劉慧龍等則發現對于國有企業改制之后存續分立公司，在減少因管理者代理問題而產生的過度投資方面，獨立董事的作用并不明顯[25]。應千偉與羅黨論發現公司治理質量越差，銀行授信額度對企業投資效率的提升作用就越小[26]。除了公司治理質量以外，環境不確定性也關系到對代理人進行監督和激勵的有效性，所以就環境不確定性對企業投資效率的影響進行研究，也是一個很好的視角。申慧慧等發現，環境不確定性與企業的投資偏離度正相關，而這種投資偏離對企業價值的影響則取決于企業所面臨的融資環境[27]。

這些不同角度的研究為我們理解經理人代理對投資效率的影響提供了很好的參考。本文與現有文獻的不同主要有兩個方面：一是對經理人代理的度量，二是對投資效率的度量。對于投資效率的度量問題，我們將在后面進行比較深入的討論，這里首先討論對代理問題的度量。

對于經理人代理，我們認為首要的問題是它存在還是不存在，其次才是程度上的大小。而現有文獻對它的關注點基本上都是后者，最重要的度量反而被忽視了。另一方面，由于代理問題的程度大小難以直接觀察，所以只能通過各種指標進行間接度量。現有文獻的度量指標主要有企業的控股層級結構、管理層權力的大小、高管薪酬的水平和結構、董事會規模和結構，等等。

這些方法帶來了兩個方面的問題。一是度量的有效性問題，即這些指標能夠在多大程度上衡量經理人代理的嚴重性。根據公司治理的相關文獻，這些變量本身在很大程度上就是企業專門設計用來解決代理問題的。比如對于“管理層權力很大”，我們可以有兩種截然相反的理解，一是管理層控制了公司，代理問題很嚴重；二是代理問題并不嚴重，所以股東敢于向管理層放權。如果實際情況是后者而被解釋成前者，那么由此得到的結論和真實情況就會大相徑庭。只有在我們同時控制了那些影響管理層權力大小的因素之后，才能夠將“管理層權力很大”解釋為“代理問題很嚴重”，而對這些因素的控制并不容易實現。第二個問題是主要解釋變量的內生性問題。根據計量經濟學的相關理論，如果與這些變量相關的其它因素同時也跟企業的投資效率相關，而它們又無法在回歸中加以控制，那么回歸結果就是有偏的。事實上，由于這些主要解釋變量大多是公司治理方面的制度安排，既影響它們又影響投資效率的因素很多，所以很容易產生內生性問題*關于投資效率的實證文獻很多，而關于代理問題導致投資效率低下的直接證據卻很少[28]，其原因可能與代理問題的度量有關。。

本文以中國上市家族企業為樣本，用董事長是否為最終控制人的家族成員來度量經理人代理，分析其對企業投資效率的影響。在中國的現實背景下，我們認為如果最終控制人的家族成員擔任董事長，那么就董事長這一職位來說，就不存在(最終控制人和董事長之間的)經理人代理問題；如果非家族成員任董事長，則存在經理人代理問題*更準確的表述應該是：與家族成員擔任董事長的情況相比，對于非家族成員擔任董事長的家族企業，在最終控制人與董事長之間的代理問題更為嚴重。但是我們忽略這兩種表述的區別。。因此，我們所考察的代理問題是存在與否的問題，而不是現有文獻中的程度上的輕重問題。其次，我們對經理人代理的度量是直接度量，避免了間接度量所帶來的有效性問題。最后，基于中國家族企業在選擇核心高管時的特殊背景，我們可以用工具變量的方法來處理關鍵解釋變量的內生性問題。因此，本文的研究可以為經理人代理對企業投資效率的影響提供更直接、更可靠的證據。

兩權分離是現代公司的一個重要特征，也是大多數家族企業不可避免的發展方向。目前，我國很多家族企業的創始人年齡已大，而獨生子女政策的實施以及社會轉型所導致的家族觀念的急劇淡化又導致接班乏人。對于這些企業來說，引入職業經理人更是一個迫切的需要。因此，本文的研究對于中國家族企業的轉型具有直接的借鑒意義。由于經理人代理問題的廣泛存在，所以即使對于我國國有企業的改革，本文也能提供一定程度的參考。

二、模型

本文所考察的家族企業是指存在最終控制人且最終控制人為個人或家族的企業。我們關注的重點是經理人代理對企業投資效率的影響，經理人代理以董事長是否為企業最終控制人的家族成員來度量。下面，我們首先對投資效率的度量問題進行討論，并在此基礎上確定本文所采用的指標，然后提出假說、建立回歸方程并對相關的變量進行定義，最后是對計量方法的簡單說明。

(一)對投資效率的度量

對于投資效率的度量，現有文獻可以按照評價的時點分為事前指標和事后指標兩種類型。

事前指標主要有兩種。一是借鑒Richardson的模型[7]，用投資水平的回歸殘差(即實際投資規模與期望投資規模之差)或殘差的絕對值來衡量投資效率[19，21，24-25，29]。二是用投資規模對投資機會的敏感性來衡量企業的投資效率。這兩種方法都涉及到對投資機會的度量這一關鍵問題。在這方面，大多數文獻都采用Tobin’s Q來表示企業的增長機會[14，28，30]。也有一些文獻采用其它方法，比如Biddle等認為公司當前的獲利能力可以反映其未來的投資機會，因此用上一期的ROE來表示投資機會[31]。中文文獻方面，喻坤等采用Tobin’s Q[32]，靳慶魯等采用了Biddle等的方法[33]，而應千偉與羅黨論則同時采用Tibon’s Q和營業收入增長率來表示投資機會[26]。

事后指標主要基于投資對會計盈余和市場價值的影響來判斷投資效率。以會計盈余(比如資產收益率)來衡量投資效率的文獻有Fazzari等、李焰等[34-36]，辛清泉等采用的Baumol等的模型也屬于這一類[37-38]。以企業的市場價值(比如Tobin’s Q的改變量)來衡量投資效率的文獻有Mueller等、辛清泉等和申慧慧等[27，37，39]。這兩種方法各有利弊。采用會計盈余的優勢在于這類指標不受股市噪音的影響，劣勢在于難以將投資的長期影響納入投資效率的計算之中；采用市場價值的優勢在于反映了投資的長期影響，但是容易受到股市噪音的影響。

事前指標的主要困難在于：不論是外部觀察者，還是股市參與者，都沒有辦法在事前準確判斷企業的投資機會。即使用Tobin’s Q的期初值也避免不了這個問題。因為Tobin’s Q度量的是資本市場對企業價值的評價，而實際上，企業家的存在理由就是他們能夠發現那些資本市場在事前發現不了的投資機會。與市場相比，他們更為理性和富于遠見，不會受到市場噪音的干擾[40]。另外，如果將Tobin’s Q解釋為投資機會，那么我們將面臨邏輯上的矛盾：如果股票市場在事前知道管理層掌握的信息(因此股票價格反映出企業的投資機會)，那么其他企業怎么可能不知道呢？如果其他企業也掌握了這些信息，那么企業之間的競爭將導致投資機會很快消失，又哪里還有真正的投資機會呢？所以，Tobin’s Q未必能真實反映企業的投資機會。關于這一點，Yoshikawa在其文章的末尾也進行了說明[41]。

因此，對于企業的投資效率，并沒有一個完美的衡量指標。各種指標互有優劣，互相補充。由于現有的中文文獻大多采用事前指標，為了提供更多的對照，本文選用事后指標。考慮到Tobin’s Q的改變量這類指標不容易處理現金紅利的問題，所以本文采用“考慮現金紅利再投資的年個股回報率”對企業投資的反應來衡量投資效率。

(二)假說

根據Jensen和Stulz的觀點，代理人董事長有擴大投資規模的內在動機，這會導致“過度投資”[1-2]。而根據Bertrand等的觀點，代理人董事長可能不愿意承擔投資給他們帶來的私人成本，這將導致“投資不足”[3]。不管是過度投資還是投資不足，相對于最優投資水平來說，它們都是一種扭曲，都會產生投資效率的損失。這意味著在控制了企業規模、資本結構等變量的情況下，與家族成員擔任董事長的企業相比，對那些存在經理人代理問題(即董事長由非家族成員擔任)的企業，投資效率將更加低下。這樣，我們就得到本文的主要假說：

假說：經理人代理對企業的投資效率具有負向的影響。

(三)回歸方程與變量

為了考察經理人代理對投資效率的影響，我們主要控制了四類變量：最終控制人的特征、企業特征、公司治理方面的變量以及與股票收益率密切相關的另一個變量——股價波動率。最終控制人特征包括其年齡、最終學歷、所擁有的上市公司的所有權比例和控制上市公司的方式。這些變量主要度量最終控制人對非家族成員董事長的監督能力和監督意愿。結合我國上市家族企業的背景，我們控制的企業特征主要有資產規模、杠桿率、是否被特別處理和民營化方式。公司治理方面的變量主要包括前三位高管的薪酬、管理層持股比例以及獨立董事在董事會中所占比例。另外，我們也控制了年份虛擬變量和企業所在產業的虛擬變量*產業分類以中國證監會公布的《上市公司行業分類指引》(2012年修訂版)為標準，制造業劃分至大類，其余產業劃分至門類。。這樣，我們就得到了本文的主要回歸方程*我們沒有控制董事長的個人特征，比如年齡與學歷，主要是為了避免多重共線性，因為董事長年齡與最終控制人年齡的相關系數為0.45，而董事長學歷與最終控制人學歷的相關系數則高達0.64。另外，董事長學歷的數據缺失也很嚴重，缺失該變量的樣本所占比例高達45%。：

(1)

其中，return表示“考慮到現金紅利再投資之后的股票收益率”(以下簡稱“股票回報率”)。inv表示企業的投資規模，等于“購建固定資產、無形資產及其它長期資產支付的現金”與“投資支付的現金”之和，減去“處置固定資產、無形資產及其它長期資產收回的現金凈額”，再除以年初總資產。agency是主要解釋變量經理人代理，它是一個虛擬變量，如果董事長不是最終控制人的家族成員則取值為1，否則為0。在(1)式中，β2是我們關注的重點，它衡量了經理人代理對投資效率的影響。根據前面的解釋，我們預期該系數的回歸結果在統計上顯著地小于0。

其它方面，asset表示企業總資產的自然對數值，lev是杠桿率；volat表示企業的股價波動率，為了便于表述，我們對原數據乘以100。ST表示是否特別處理，它也是一個虛擬變量，如果被特別處理則取值為1，否則為0。ucsvr表示最終控制人所擁有的所有權比例*該數據是國泰安采用La Porta et al.的方法計算所得，即首先將實際控制人在上市公司每一條股權關系鏈上每一層中的持股比例相乘，再將各條股權鏈上的乘積相加[42]。，ucsage是最終控制人的年齡。ucsedu表示最終控制人的最終學歷，共分為三個等級：高中(中專)及以下；大專或本科；研究生(碩士或博士)。ucscm表示最終控制人控制上市公司的方式，它是一個虛擬變量：如果是金字塔式則取值為1，否則(即控制方式為多重持股或直接控制)為0。compen表示高管薪酬，其值為高管前三位薪酬總額的對數值；sharepro表示管理層的持股比例；indpct表示獨立董事在董事會中所占百分比；primed表示企業的民營化方式，如果是間接上市則取值為1，否則為0。yearind和industryind分別表示年份虛擬變量和產業虛擬變量。另外，在后面的分析中我們還要用到一個變量tenure，它表示董事長已經擔任現職的年數。

(四)計量方法

由于主要解釋變量經理人代理(agency)在各年份之間的變化很小，所以我們不用面板數據方法，而直接采用混合截面數據下的OLS方法。在此基礎上，我們采用工具變量的方法(以下簡稱IV方法)來消除主要解釋變量內生性問題的影響。

三、數據

本文所用數據來自三個方面：股價波動率數據來自RESSET數據庫；董事長背景、最終控制人年齡與學歷方面的數據由作者手工收集；其余數據來自CSMAR數據庫。數據包括2008-2013年間在滬深股市A股上市的家族企業。

董事長背景、最終控制人年齡與學歷方面的數據一部分來自公司的年度報告，一部分來自我們在互聯網上的搜索。網絡搜索主要通過百度進行。我們輸入最終控制人和董事長的姓名，并根據實際情況先后輸入“關系”、“夫妻”、“夫婦”、“兄弟”、“姐弟”、“兄妹”、“父子”、“父女”、“母子”、“母女”、“女婿”等關鍵詞。具體的搜索過程如下。首先輸入最終控制人和董事長的姓名以及“關系”一詞；如果沒有相關信息，再根據最終控制人和董事長的姓氏、性別先后輸入“夫妻”、“兄弟”、“姐弟”、“兄妹”、“父女”、“父子”、“母子”、“母女”、“女婿”等關鍵詞。在搜索過程中一旦出現相關信息，則停止搜索，并跟蹤相關網頁了解詳細情況；否則搜索繼續進行。如果在相關關鍵詞的搜索中，連續向后翻6個頁面都沒有相關信息，則認為最終控制人和董事長之間不存在相應的關系。如果以上關系都不存在，則認為董事長不是最終控制人的家族成員。對于最終控制人的年齡和學歷等方面信息的搜索，也以6個頁面為限，如果沒有相關信息，則認為該變量值缺失。

(一)樣本選取和數據處理

由于本文涉及某些變量的期初值，因此IPO當年的公司被自然淘汰。同時，董事長已任現職時間對投資行為的影響也是我們重點關注的一個問題，這需要我們盡可能延長企業在數據中的時間跨度。因此，我們以2009年的家族企業為基準，既排除2010-2013年間新上市的家族企業，也剔除了2007-2013年間企業性質發生變更的樣本。如果某一年涉及到前后兩任董事長的更替，我們僅保留任職超過半年的樣本。最終，我們得到3108個混合截面數據觀測值。為了剔除極端值的影響，我們對相關連續變量進行了參數為1%的winsorize處理。

(二)描述性統計

主要變量的描述性統計見表1。對于被解釋變量股票收益率(return)，其均值為0.200，標準差為0.766，最大值為3.034，最小值為-0.769，這說明股票收益在企業之間的差異較大。另外，這也跟2008-2009年間我國股市的急劇波動有關。對于主要解釋變量經理人代理(agency)，存在代理問題(即董事長并非由最終控制人的家族成員擔任)的企業占30.41%，不存在代理問題的占69.59%，這說明在我國上市家族企業中，家族外成員擔任企業董事長的比例較低。另外，在2008-2013年間，該比例還呈現出比較微弱的遞減趨勢。

對于企業的其它特征，凈投資占期初總資產的比例(inv)的均值為11.6%，企業資產規模的均值為36.1億元，杠桿率均值為49.6%。在這些方面，企業之間的差異較大。而股價波動率在企業間的分布則較為集中。就企業的上市方式來看，直接上市的占67.2%，間接上市的占32.8%。另外，受到特別處理的企業所占比例為8.78%。

最終控制人所擁有的所有權比例(ucsvr)的均值為0.27，標準差為0.163，最大值為0.711，最小值僅0.004，這說明我國大部分上市家族企業的股權比較集中，但是也有少數的企業股權很分散。最終控制人控制上市企業的主要方式是金字塔式，通過這種方式所控制的企業占58.43%，而直接控制或通過多重持股的方式控制的企業僅占41.57%。關于最終控制人的個人特征，其平均年齡為51.5歲，標準差為8.4歲；其學歷以大專以上為主，大學專科和本科占48.11%，研究生(碩士和博士)占42.63%，高中及以下僅占9.26%。

公司治理方面，高管持股比例在企業間的分布較為分散，其均值為11.9%，標準差為19.1%。而高管前三位薪酬總額以及獨立董事在董事會中所占比例等變量在企業間的分布則較為集中。高管前三位薪酬總額的均值為131.1萬元，標準差為115.2萬元；而獨立董事在董事會中所占比例的均值為37.2%，標準差為5.3%。

表1　描述性統計

四、回歸結果

在這一部分，我們首先采用OLS方法和IV方法考察經理人代理對投資效率的影響效果，再檢驗該實證結果的穩健性。第五部分考察經理人代理影響投資效率的途徑，第六部分考察經理人代理問題制約因素的有效性。

(一)經理人代理對投資效率的影響：OLS方法

OLS方法的回歸結果報告在表2中。很容易看出，經理人代理對投資效率有顯著的負向影響。如果家族成員擔任董事長，投資水平對股票回報率有正向的影響：投資占年初總資產的比例每上升1個百分點，將導致股票回報率提高0.164個百分點。如果董事長由非家族成員擔任，投資水平對股票回報率的影響則變為負向：投資占年初總資產的比例每上升1個百分點，將導致股票回報率降低約0.084個百分點(0.164-0.248)。這種差異在5%的水平上顯著(模型1)。在控制了最終控制人特征、企業特征和公司治理方面的變量之后，這一影響在方向和大小上基本沒有變化，僅統計顯著性減弱，但是仍然在10%的水平上顯著。

其他方面，股價波動率對股票收益率有顯著的正向影響，這符合經濟學常識。與一般公司相比，受到特別處理的企業的股票收益率更高(大約高出10個百分點)。其他方面的企業特征變量，比如企業的資產規模、杠桿率、民營化方式對股票收益率的影響都不顯著。最終控制人擁有的所有權比例及其控制上市公司的方式對股票收益率均無顯著影響。最終控制人的個人特征(包括其年齡和學歷)對股票收益率的影響也不顯著。在公司治理方面，僅高管薪酬對股票收益率有顯著影響：高管薪酬每增加1%將導致股票收益率提高3個百分點，這一效應在5%的水平上顯著。而公司治理方面的其他變量，包括高管持股比例和獨立董事在董事會中所占比例，對股票收益率均無顯著影響*為了節省篇幅，在表2中，我們沒有報告primed、ucsage及其平方項、ucsedu、ucscm以及年份和產業虛擬變量的回歸結果。。

家族企業的董事長人選是多種因素共同影響的結果。在決定是家族成員擔任還是外部聘任時，控制人要考慮諸多因素，其中最主要的就是家族成員和外部候選人的能力以及代理成本的大小。根據現有的代理理論，非家族成員董事長的目標和控制家族之間并不完全一致，他們可能會以控股家族和其他股東的利益為代價，謀取私利。控股家族在考慮董事長人選時，就必須考慮對非家族成員董事長的監督和激勵。顯然，這些因素會通過后者的行為影響企業的投資。在這些因素中，有一部分我們沒有辦法在回歸中加以控制。因此，我們的模型有較強的內生性，通過OLS方法得到的回歸結果可能是有偏的。

表2　代理問題對投資效率的影響(OLS方法)

注：括號中為異方差-穩健性標準誤(heteroskedasticity-robust standard error)。*、**、***分別表示在10%、5%和1%的水平上顯著。所有回歸都控制了年份虛擬變量和產業虛擬變量。后面的各表均與此相同。

(二)代理問題對投資效率的影響：IV方法

借鑒周小容的方法[43]，我們用虛擬變量“最終控制人是否1956年后出生”作為董事長背景的工具變量。

4） 成本分析顯示，UV-CWOP方法處理納濾膜濃縮液的成本較高，每噸水的處理成本約為150元，但是相比于蒸發、回灌等其他物理方法有明顯優勢，可將有毒有害有機物進行徹底的降解，具有一定的推廣應用前景。

一般說來，最終控制人在決定是否聘任非家族成員擔任董事長的時候，主要考慮的是能力和代理成本之間的權衡。如果有能干的家族成員，就不需要從外面聘請董事長。當代中國正在經歷社會的大轉型，傳統家族觀念迅速淡化，控制人能夠信賴的家族成員基本上已經縮小至家庭范圍了。控制人的子女數量越少，存在能干家族成員的可能性就越小。

在這種情況下，子女的數量就成了是否聘任非家族成員擔任董事長的一個至關重要的因素。最終控制人的子女數量這一數據很難收集，但是由于中國有計劃生育政策這一特殊背景，最終控制人的出生年份對子女數量具有重要影響。1981年3月6日，經第五屆全國人民代表大會常務委員會第17次會議批準，國家計劃生育委員會設立。我們將這一年作為獨生子女政策開始嚴格執行的年份。由于在我們的數據中，男性最終控制人所占比例為94.9%，大專以上學歷占90.74%，所以我們推斷這些最終控制人生育第一胎孩子的平均年齡大致在23歲左右。再假設兩胎之間的間隔時間為兩年，那么由于獨生子女政策的實施，1956年之后出生的人將很可能只有一個孩子。另一方面，由于傳統文化和“養兒防老”等因素的影響，我們預計在1956年之前出生的人基本上都不會少于兩個孩子。因此，我們定義虛擬變量“最終控制人是否1956年后出生”(用onechild表示)。其取值如下：如果企業的最終控制人晚于1956年出生，那么onechild=1；否則onechild=0。根據前面的分析，我們預計該變量與企業是否聘任非家族成員董事長正相關。另外，考慮到最終控制人的年齡本身也可能對企業的投資行為產生影響，所以在模型中我們仍然對這一變量進行了控制。這樣，工具變量onechild的影響就僅僅代表了控制人子女數量的影響，而不是年齡本身的影響，它與企業的投資效率也就不再有其它渠道的關系。

下面，我們使用兩階段最小二乘法來估計工具變量模型。由于模型中涉及內生解釋變量和其他控制變量的交叉項，所以我們先在第一階段的回歸中計算董事長是否為最終控制人的家族成員的估計值，然后將該值代入交叉項，算得相應的估計值，再利用這些估計值和其他控制變量一起進行第二階段的回歸。

表3中的回歸1報告了第一階段的回歸結果。很容易看出，工具變量onechild與內生解釋變量agency之間存在顯著的正相關關系：如果onechild=1，那么平均說來該家族企業聘任非家族成員董事長的可能性將增加13.6個百分點，這一結果即使在1%的水平上也是顯著的。另一方面，這些變量解釋了經理人代理(agency)23%左右的變異，該模型的F值也達到了12.603，因此，工具變量相關性偏弱的疑慮可以排除*對工具變量相關性的判斷，我們參考了Stock & Watson[44]，P439-441.。

另外，最終控制人的學歷、擁有的所有權比例、控制上市公司的方式，以及企業的上市方式、管理層持股比例等變量都與董事長是否為最終控制人家族成員顯著相關。這些都是比較符合直觀的結果*由于篇幅限制，一些變量的回歸結果未予報告。。

表3中的回歸2報告了第二階段的回歸結果。與OLS模型相比，經理人代理對投資效率的影響在IV模型中仍然為負，但是影響力度和統計顯著性都明顯增加。對于家族成員擔任董事長的企業，投資水平對股票回報率有正向的影響：投資占年初總資產的比例每上升1個百分點，將導致股票回報率增加0.251個百分點。如果非家族成員擔任董事長，投資水平對股票回報率的影響變為負向的：投資占年初總資產的比例每上升1個百分點，將導致股票回報率降低約0.323個百分點(0.574-0.251)。這種差異在1%的水平上顯著。

其他方面，股價波動率、是否受到特別處理和高管薪酬等變量對股票收益率仍然有顯著的正向影響；最終控制人控制上市公司的方式對股票收益率有負向影響，并且這一影響在10%的水平上顯著。企業特征方面的其它變量、最終控制人的個人特征變量和公司治理方面的變量對股票收益率均無顯著影響。

(三)穩健性檢驗

我們從三個方面來檢驗主要結論的穩健性：剔除董事長擔任現職不足1年(tenure<1)的樣本、剔除2008年的樣本，以及在第一階段回歸中使用Probit模型。

在我們的數據中，有744個樣本的董事長是當年任職的，占總樣本的24.1%。這些董事長行使職權不足一年，對相應年度的投資僅有部分影響。同時，投資具有粘性，當期投資受上期投資的影響很大，而且投資從決策到實施也有一個過程，在涉及董事長更替的年份，當期的投資很可能是上任董事長決策的結果。為了排除這些影響，我們剔除董事長擔任現職不足1年的樣本，以對前面回歸結果的穩健性進行檢驗。IV方法的第二階段回歸結果報告在表3的第3列。

同時，考慮到2008年中國股市急劇下跌，在恐慌性拋售中股票價格的變化可能與公司基本面的相關性不大。為了消除這種影響，我們剔除了2008年的數據，IV方法的第二階段回歸結果報告在表3的第4列。

表3　代理問題對投資效率的影響(IV方法)

另外，在前面的IV模型中，我們在第一階段回歸中使用了線性模型。由于第一階段回歸的被解釋變量agency是一個0-1變量，使用線性模型存在一定的不足，所以在這里我們使用對0-1被解釋變量更為合適的probit模型來進行第一階段的回歸，在得到相應的被解釋變量估計值之后，將其代入兩個交叉項，再與其他解釋變量一起進行第二階段的回歸。回歸結果報告在表3中的最后兩列。其中，回歸5是第一階段的回歸結果，回歸6是第二階段的回歸結果。

通過與表3中回歸2的比較可以看出，經過以上三種方法的穩健性檢驗，前面的主要結論仍然保持不變，經理人代理對投資效率仍然具有顯著的負向影響。同時，股價波動率、是否受到特別處理和高管薪酬這三個變量變量對股票收益率仍然有顯著的正向影響，而企業規模、最終控制人個人特征、公司治理方面的其他變量對股票收益率的影響仍然不顯著。唯一的變化是，最終控制人控制上市公司的方式對股票收益率的影響不再顯著。

由于OLS模型、IV模型以及穩健性檢驗對主要解釋變量的回歸結果基本相同，所以我們可以得出結論：經理人代理對企業的投資效率確實具有顯著的負向影響。

五、經理人代理對投資效率的影響途徑

對于經理人代理對投資效率具有負向影響這一結果，我們可以做出不同的解釋。比如，Jensen和Bertrand等都能解釋這一現象[1，3]，但是他們背后的邏輯卻大相徑庭。為了對中國家族企業中的經理人代理與投資效率之間的關系有更加深入的理解，我們需要進一步去識別它們之間的影響途徑。

由于投資效率由企業的投資行為所決定，因此代理問題對投資效率的影響也是通過影響投資行為來實現的。投資行為有兩個維度：一是投資的規模，二是投資的方式。下面我們就從這兩個方面來考察經理人代理對投資效率的影響。

回歸仍然采用IV方法，第二階段的回歸結果報告在表4中。其中，回歸1-4反映了對于投資規模上表現出不同模式的企業，經理人代理對投資效率的影響；回歸5和回歸6反映了投資方式對投資效率的影響。

(一)投資規模與投資效率

為了考察經理人代理通過影響投資規模而對投資效率的影響，我們參照Richardson的方法，根據企業的資產規模、資產負債率、業務增長速度、盈利能力等方面的指標，計算出期望投資規模和回歸殘差(即實際投資規模與期望投資規模之差)[7]。如果殘差大于零，那么該企業就存在“過度投資”；如果殘差小于零，那么該企業就存在“投資不足”。在此基礎上，我們再分別考察對于這兩種不同類別的企業，經理人代理對投資效率的影響。

表4　投資規模、投資方式與投資效率

在表4中，回歸1針對“過度投資”組，回歸2針對“投資不足”組。而回歸3和回歸4則分別針對剔除董事長擔任現職不足1年(tenure<1)的樣本之后的“過度投資”組和“投資不足”組。很容易看出，對于“投資不足”組別，經理人代理對投資效率的影響不顯著；而對于“過度投資”組別，經理人代理對投資效率則具有顯著的負向影響。因此，雖然經理人代理在總體上對投資效率有顯著的負向影響，但是對于不同的企業，經理人代理的影響是不同的——它僅存在于“過度投資”的情況下。

在另一篇論文中，我們使用與本文相同的數據，結果發現：與家族成員擔任董事長的企業相比，非家族成員擔任董事長對企業的投資規模有顯著的負向影響，并且這種影響僅僅對“投資過度”企業組成立，對于“投資不足”的組別，經理人代理對投資規模的影響并不顯著[45]。

將這兩個結果結合起來，我們就發現不論是Jensen的理論，還是Bertrand等的理論，都難以同時解釋我們所得到的回歸結果。如果Jensen的理論在這里成立，那么就會出現經理人代理一方面對投資規模有正向影響，另一方面對投資效率有負向影響，但是我們的回歸結果卻是在前一方面，經理人代理的影響方向與Jensen的推斷剛好相反。在這方面，Bertrand等的理論和我們的回歸結果是一致的。但是，Bertrand等的理論卻存在另外一個問題。如果它真的在這里成立，那么經理人代理的影響就不但對“過度投資”組別成立，對于“投資不足”組別它也應該成立。但是根據我們的回歸結果，它卻僅對前一組別成立，而對后一組別并不成立。因為我們很難相信只有“投資過度”組別的代理人董事長才會偷懶，而“投資不足”組別的卻不會。同時，在我國現階段“贏者通吃”、市場競爭殘酷的背景下，家族企業高管“偷懶”的情況基本是可以排除的。

因此，經理人代理對投資效率的影響是通過其它渠道實現的。

(二)投資方式與投資效率

一些文獻表明，與委托人高管相比，作為代理人的高管更傾向于投資于一些非核心產業，而為了進入這些產業，并購比企業投資自建更為方便，因此對于存在經理人代理問題的企業，很容易出現并購式的過度投資[46-48]。這意味著對于投資效率，經理人代理還可以通過對投資方式的選擇來產生影響。

作為對投資方式的度量，我們定義了一個新變量“并購-自建比”(acqcapexratio)，它等于企業的并購支出與自建投資支出之比，我們用“投資支付的現金”與“購建固定資產、無形資產及其它長期資產支付的現金”的比值來衡量*在我們的數據中，經過參數為1%的winsorize處理之后，acqcapexratio的均值為4.741，標準差為21.566。。通過控制“并購-自建比”與投資水平的交叉項，我們可以考察投資方式對投資效率的影響。

從回歸結果(表4的回歸5)來看，投資方式對投資效率有著顯著的影響，“并購-自建比”越高，投資效率就越低：對于1個百分點的投資規模增加，如果“并購-自建比”提高100%，將導致股票回報率降低0.2個百分點，這一影響在1%的水平上顯著。即使我們剔除董事長擔任現職不足1年(tenure<1)的樣本，該結論仍然成立(回歸6)。但是，根據本文作者在另一篇論文中的分析，與家族成員擔任董事長相比，非家族成員擔任董事長對企業的“并購-自建比”有顯著的負向影響[45]。將這一結果與表4結合起來，我們發現雖然經理人代理通過投資方式這一途徑的確對投資效率產生了影響，但是這種影響是正向的，而不是負向的。因此，投資方式也不是經理人代理對投資效率產生負面影響的主要途徑。

(三)是能力差異還是道德風險？

在排除掉前面兩種途徑之后，我們來考察另外一種可能：經理人代理之所以會對投資效率產生負向影響，是由于與家族成員董事長相比，非家族企業董事長在能力上普遍更弱。考慮到絕大部分家族成員董事長都是企業的創始人這一現實，這個解釋看起來很有吸引力。

我們的數據中沒有直接反映董事長能力的指標*不使用董事長的年齡和學歷的原因見94頁的注釋②。。一般說來，企業高管的能力與他擔任當前職務的時間有關系。任職時間越長，經驗就越豐富，社會資本的積累就越多，在企業內部的威信就越高，其“能力”也就越強。如果能力差異是經理人代理影響企業投資效率的主要原因，那么在給定董事長類型(即是否為代理人)的情況下，投資效率將隨董事長擔任當前職務的時間的增加而增加。為了考察這種可能，我們控制了董事長擔任當前職務的時間與投資水平的交叉項，回歸結果報告在表5中，其中回歸1和回歸2針對家族成員擔任董事長的企業，回歸3和回歸4針對非家族成員擔任董事長的企業。被解釋變量都是股票回報率。

表5　董事長擔任當前職務的時間對投資效率的影響

回歸結果表明，董事長擔任當前職務的時間對投資效率并沒有顯著的正向影響。不論是對家族成員擔任董事長的企業，還是對非家族成員擔任董事長的企業，這一點都是成立的。這說明在現階段，能力(至少在我們的數據所涵蓋的范圍內)對投資效率的影響并不明顯。因此，我們可以拒絕兩類董事長對投資效率的不同影響來自于他們在能力上的系統性差異這一假說。

另外，如果經理人代理影響投資效率的主要原因在于兩類董事長的能力差異，那么不論是對于“過度投資”的企業，還是“投資不足”的企業，代理問題的影響都應該有相同的表現，因為我們沒有理由認為兩類董事長的能力差異在一個組別存在，而在另一個組別卻不存在。但是根據表4的回歸結果來看，這一點也不成立。這也從另一個角度說明，經理人代理對投資效率的負向影響并非來自于兩類董事長在能力上的系統性差異。

當然，這里還有另外一種可能：兩類董事長的能力差異確實是經理人代理影響投資效率的主要原因，而且董事長的能力確實隨著其擔任現職的時間積累而增加，但是在這些代理人董事長身上，存在很嚴重的道德風險(擴大投資的沖動或者偷懶)，其能力增加一方面對投資效率產生直接的正向影響，但是另一方面也將提高他們謀取私利的能力，這又會導致投資扭曲增大，從而對投資效率產生更加嚴重的損害。由于這兩種影響方向相反，互相抵消以后就可能表現為表5中的結果——董事長擔任現職的時間對投資效率沒有顯著影響。但是從表5的結果來看，這種可能性也是不成立的。因為這種抵消只會存在于代理人擔任董事長的企業，而對于家族成員擔任董事長的企業，董事長擔任現職的時間對投資效率只有正向影響，但是從表5的回歸1和回歸2來看，這一點并不成立。因此，對表5的回歸結果的合理解讀便是：兩類董事長的能力差異并非經理人代理影響投資效率的主要原因。

(四)一個可能的解釋

在排除了能力差異之后，我們只得回頭再來看道德風險。但是根據前面的分析，這種道德風險既不是Jensen所說的過度投資，也不是Bertrand等所說的偷懶。那么它到底是代理人董事長的哪種行為傾向呢？

我們認為，這種行為傾向很可能是代理人董事長在投資項目選擇上的過度的風險規避——與家族成員董事長相比，非家族成員董事長在投資上更為保守，他們更加傾向選擇那些低風險的常規性投資項目。這種行為產生了兩個結果：一是與那些“進取”型家族成員董事長相比，他們的投資規模更低；另一方面，由于項目的風險與收益正相關，對企業來說有一個最優的風險承擔水平，因此對風險的過度規避必定會產生投資效率上的損失，并由此影響股價，導致其股票收益率更低。

在前面的回歸中，雖然我們控制了股價波動率，但是股價波動率和投資項目的風險水平并不相同。前者可能更多地受國家政策、企業信息披露、市場形勢和股市情緒等因素的影響；而投資項目的風險則隨著項目本身的進展而反映在股票價格上*其實，兩類企業在股價波動率上并無顯著差異，對于代理人擔任董事長的企業組，股價波動率的均值為3.031，標準差為0.828；對于家族成員人董事長的企業組，股價波動率的均值為3.021，標準差為0.793。當我們控制volat和agency的交叉項之后，發現agency對股價波動率和股票收益率之間的關系并無顯著影響。。

由于我們沒有企業投資項目的風險方面的數據，所以不能對這個猜測進行直接的驗證。

六、代理問題制約因素的有效性

不論是在外部市場還是在公司內部，都有很多制度設計專門用于抑制代理人高管的道德風險。那么，這些制約因素對于抑制道德風險、提高投資效率的效果到底如何呢？

下面，我們主要考察三類變量對代理人董事長道德風險的抑制效果。第一類變量是公司的外部壓力，用企業是否受到特別處理(ST)來衡量。特別處理對上市公司具有比較大的壓力，這種壓力可能會影響代理人高管的行為。因此對于那些存在經理人代理問題的企業，我們預計受到特別處理對投資效率有正向的影響。第二類變量是最終控制人對代理人的監督意愿和監督能力，我們分別用最終控制人擁有的所有權比例和最終控制人控制上市公司的方式來衡量。一般說來，最終控制人擁有的所有權比例越高，企業的投資效率對他的影響就越大，他對代理人進行監管的意愿就越強。所以我們預計對于那些存在經理人代理問題的企業，最終控制人擁有的所有權比例對投資效率有正向的影響。同時，監督的效果也與監督能力有關。最終控制人對上市公司有三種控制方式：直接控制、多重持股和金字塔式控制，一般說來，與直接控制和多重持股相比，在金字塔式控制下最終控制人所控制的企業更多，他們對上市公司代理人的監督在時間和精力上的投入就可能更少，這將導致更低的投資效率。我們控制的第三類變量是公司治理方面的其他變量：高管薪酬、高管持股比例以及獨立董事在董事會中所占比例。根據相關理論，高管的薪酬水平及其持股比例越高，對代理人的激勵就越強，投資上的扭曲就越小，投資效率就越高；獨立董事在董事會中所占比例越高，對代理人的道德風險的抑制就越強，投資上的扭曲就越小，投資效率就越高。這樣，對于agercy=1的企業，我們就有如下的回歸方程：

returni,t=α+β1invi,t+β2asseti,t+β3levi,t+β4volati,t+β5STi,t×invi,t+β6ucsvri,t×invit+β7ucscmi,t×invi,t+β8compeni,t×invi,t+β9shareproi,t×invi,t+β10indpcti,t×invi,t+β11primedi,t+∑yearind+∑industryind+εi,t

(2)

(2)式的回歸結果反映在表6中，其中回歸1-6針對所有存在經理人代理問題的企業，回歸7剔除了董事長擔任現職不滿1年的企業，所有模型的被解釋變量皆為股票回報率。

這7個回歸的結論是一致的。首先，受到特別處理(ST)對代理人董事長的道德風險有顯著的抑制作用。反映在投資效率上，與沒有受到特別處理的企業相比，受到特別處理的企業的投資效率(以投資占年初總資產的比例提高一個百分點所導致的股票回報率提高的百分點表示)高出0.30個百分點，這一效應在10%的水平上顯著(回歸6)，如果剔除董事長擔任現職不滿1年的企業，該效應的統計顯著性提高(回歸7)。其次，最終控制人擁有的所有權比例對代理人董事長的道德風險也有顯著的抑制作用：最終控制人所擁有的所有權比例提高1個百分點，企業的投資效率將提高1.16個百分點，這一效應在5%的水平上顯著(回歸6)，在剔除董事長擔任現職不滿1年的企業之后，該效應的統計顯著性有所下降，但是仍然在10%的水平上顯著(回歸7)。最后，最終控制人控制上市企業的方式、以及高管薪酬、高管持股比例和獨立董事在董事會中所占比例這三個公司治理方面的變量對代理人董事長的道德風險都沒有顯著的抑制作用。

這意味著，在約束代理人董事長的道德風險方面，外部的硬性約束(比如ST制度)和最終控制人的個人意愿是關鍵因素，而公司治理方面的制度設計并沒有實質性的作用。公司治理方面的制度安排之所以失效，與這些制度安排本身的現實情況有關。首先，高管持股比例太低，對代理人董事長的激勵強度不足。根據我們的數據，在代理人擔任董事長的所有企業中，高管持股比例的均值僅為2.8%，與最終控制人擁有的所有權比例26.6%的均值相比，前者太小，并且這一比例還是所有高管的持股比例之和，代理人董事長個人所持股份的比例比這個更低，不足以對其形成有效的激勵。在股票薪酬所占比例很低的情況下，薪酬水平本身僅在“效率工資”的意義上對代理人有激勵作用。在這種情況下，薪酬水平提高可以在一定程度上抑制代理人的偷懶和過度投資等方面的行為，但是在風險承擔上，其影響方向是不確定的。它既可能使代理人更為激進，也可能使其變得保守，取決于公司所面臨的具體情況。最后，在最終控制人對企業擁有壓倒性影響力的情況下，獨立董事的作用受到抑制，也不足以對代理人董事長的道德風險形成有效的制約。

表6　代理問題制約因素的有效性

七、結論

根據前面的分析，我們可以得出以下幾個結論：(1)總體上說，與家族成員擔任董事長相比，非家族成員擔任董事長對中國上市家族企業的投資效率具有顯著的負向影響；(2)這種效應并不是普遍存在的，它主要發生在實際投資規模超過預期水平的企業，對于實際投資規模低于預期水平的企業，這種效應并不顯著；(3)導致這種效應的主要原因是非家族成員董事長的道德風險，而不是兩類董事長(非家族成員董事長和家族成員董事長)在個人能力上的系統性差異；(4)這種道德風險既不是Jensen所說的過度投資，也不是Bertrand等所說的偷懶，它更可能是非家族成員董事長的過度風險規避，這種傾向導致了投資規模的扭曲和投資效率的損失；(5)對于代理人董事長的道德風險，外部壓力和最終控制人的個人意愿是關鍵的制約因素，而公司治理方面的制度安排并無明顯的效果。

在另一篇論文中，我們利用與本文相同的數據，采用Richardson的方法，發現經理人代理對企業的“過度投資”具有顯著的抑制作用[45]。但是根據本文的實證結果，經理人代理對企業的投資效率具有顯著的負向影響。由于這兩篇文章所采用的數據和計量方法都基本相同，所以，如果將Richardson意義上的“過度投資”解釋為投資效率的低下，那么這兩個結論之間就會出現沖突。這說明我們在考察投資效率時，對衡量指標的選擇和對回歸結果的解釋要倍加謹慎。

當前，我國的很多家族企業都面臨著雙重轉型的挑戰。一方面，我國許多產業都存在著產能過剩、創新能力不足、產品附加值低下的問題，在這些行業中，家族企業一般都占有很大的比例。要突破困境，這些家族企業必須進行相應的轉型升級。而在轉型升級的過程中，企業需要進行產品結構的轉換、供銷體系的調整、研發投入的增加，以及內部組織結構的重組，這些調整必然使企業所面臨的風險急劇增加。這就意味著，在新的市場環境下，家族企業的領導人必須要有足夠的風險承擔能力和意愿。而另一方面，我國相當一批企業的創始人年齡已大，而家族內部又難以找到合適的繼任者，因此，引入職業經理人就成了這些企業的必然選擇。根據本文的研究結果，與家族成員董事長相比，我國家族企業中的非家族成員董事長在投資方面有過度規避風險的傾向。在轉型升級的過程中，這種保守行為必將對企業帶來嚴重的阻礙。在這種情況下，如何有效地激勵職業經歷人，使他們既能努力工作，又敢于承擔必要的風險，就成了這些家族企業的重要課題。

最后，我們簡要討論一下如何抑制代理人董事長的過度保守傾向。一個值得借鑒的辦法是增加對他們所授予的股票期權。由于股票期權的收益是股價表現的凸函數，這將提高代理人董事長的風險喜好程度。另一方面，股票期權的執行日期一般都距離授予日期較遠，這可以抑制代理人的急功近利傾向。由于經理人代理是我國很多企業都必須面對的現實問題，因此這方面的解決辦法值得深入研究。

參考文獻：

[1]Jensen M C. Agency costs of free cash flow, corporate finance, and takeovers [J]. American Economic Review, 1986, 76: 323-329.

[2]Stulz R M. Managerial discretion and optimal financing policies [J]. Journal of Financial Economics, 1990, 26: 3-27.

[3]Bertrand M, Mullainathan S. Enjoying the quiet life? Corporate governance and managerial preferences [J]. Journal of Political Economy, 2003, 111: 1043-1075.

[4]Bebchuk L A, Stole L A. Do short-term objectives lead to under- or overinvestment in long-term projects [J]. Journal of Finance, 1993, 48: 719-729.

[5]Baker M. Career concerns and staged investment: evidence from the venture capital industry [EB/OL]. Working Paper, Harvard University, http://www.hbs.edu/faculty/Pagesitem.aspx?num=9188, 2000.

[6]Shin H H, Kim Y H. Agency costs and efficiency of business capital investment: evidence from quarterly capital expenditures [J]. Journal of Corporate Finance, 2002, 8: 139-158.

[7]Richardson S. Over-investment of free cash flow [J]. Review of Accounting Studies, 2006, 11: 159-189.

[8]Chen R, Ghoul S E, Guedhami O, Wang H. Do state and foreign ownership affect investment efficiency? Evidence from privatizations [EB/OL]. http://www.sciencedirect.com/science/article/pii/S0929119914000972,2014.

[9]Roll R. The hubris hypothesis of corporate takeovers [J]. Journal of Business, 1986, 59: 197-216.

[10]Lewellen W G, Loderer C, Rosenfeld A. Merger decisions and executive stock ownership in acquiring firms [J]. Journal of Accounting and Economics, 1985, 7: 209-231.

[11]Morck R, Shleifer A, Vishny R. Do managerial objectives drive bad acquisitions [J]. Journal of Finance, 1990, 45: 31-48.

[12]Lang L H P, Stulz R M, Walkling R A. A test of the free cash flow hypothesis: the case of bidder returns [J]. Journal of Financial Economics, 1991, 29: 315-335.

[13]Blanchard O J, Lopez-de-Silanes F, Shleifer A. What do firms do with cash windfalls [J]. Journal of Financial Economics, 1994, 36: 337-360.

[14]Stein J C. Agency, information and corporate investment [C]//Constantinides G M, Harris M, Stulz R. Handbook of the Economics of Finance, Elsevier, 2003, 1: 111-165.

[15]Opler T, Pinkowitz L,Stulz R, Williamson R. The determinants and implications of corporate cash holdings [J]. Journal of Financial Economics, 1999, 52: 3-46.

[16]Aggarwal R K, Samwick A A. Empire-builders and shirkers: Investment, firm performance, and managerial incentives [J]. Journal of Corporate Finance, 2006, 12: 489-515.

[17]連玉君，程建. 投資—現金流敏感性：融資約束還是代理成本[J]. 財經研究，2007, 33(2): 37-47.

[18]楊興全，張麗平，吳昊旻. 市場化進程、管理層權力與公司現金持有[J]. 南開管理評論，2014，17(2): 34-45 .

[19]肖珉. 現金股利、內部現金流與投資效率[J]. 金融研究，2010(10): 117-134.

[20]鐘海燕，冉茂盛，文守遜. 政府干預、內部人控制與公司投資[J]. 管理世界，2010(7):98-108.

[21]劉慧龍，王成方，吳聯生. 決策權配置、盈余管理與投資效率[J]. 經濟研究，2014，49(8):93-106.

[22]辛清泉，鄭國堅，楊德明. 企業集團、政府控制與投資效率[J]. 金融研究，2007(10):123-142.

[23]呂長江，張海平. 股權激勵計劃對公司投資行為的影響[J]. 管理世界，2011(11):118-126.

[24]陳運森，謝德仁. 網絡位置、獨立董事治理與投資效率[J]. 管理世界，2011 (7):113-127.

[25]劉慧龍，吳聯生，王亞平. 國有企業改制、董事會獨立性與投資效率[J]. 金融研究，2012 (9):127-140.

[26]應千偉，羅黨論. 授信額度與投資效率[J]. 金融研究，2012(5): 151-163.

[27]申慧慧，于鵬，吳聯生. 國有股權、環境不確定性與投資效率[J]. 經濟研究，2012, 47(7): 113-126.

[28]Hubbard R G. 1998. Capital-market imperfections and investment [J]. Journal of Economic Literature, 36: 193-225.

[29]萬良勇. 法治環境與企業投資效率——基于中國上市公司的實證研究[J]. 金融研究，2013(12):154-166.

[30]Chen S, Sun Z, Tang S, Wu D. Government intervention and investment efficiency: Evidence from China [J]. Journal of Corporate Finance, 2011, 17: 259-271.

[31]Biddle G C, Chen P, Zhang G. When capital follows profitability: Non-linear residual income dynamics [J]. Review of Accounting Studies, 2001, 6: 229-265.

[32]喻坤，李治國，張曉蓉，徐劍剛. 企業投資效率之謎：融資約束假說與貨幣政策沖擊[J]. 經濟研究，2014，49 (5): 106-120.

[33]靳慶魯，孔祥，侯青川. 貨幣政策，民營企業投資效率與公司期權價值[J]. 經濟研究，2012，47 (5): 96-106.

[34]Fazzari S, Hubbard R G, Peterson B. Financing constraints and corporate investment [J]. Brookings Papers on Economic Activity, 1988(1): 141-195.

[35]Fazzari S, Hubbard R G, Peterson B. Investment-cash flow sensitivities are useful: A comment on Kaplan and Zingales [J]. Quarterly Journal of Economics, 2000, 115: 695-705.

[36]李焰，秦義虎，張肖飛. 企業產權，管理者背景特征與投資效率[J]. 管理世界，2011 (1): 135-144.

[37]辛清泉，林斌，楊德明. 中國資本投資回報率的估算和影響因素分析——1999-2004年上市公司的經驗[J]. 經濟學(季刊)，2007，6(4): 1143-1164.

[38]Baumol W, Heim P, Malkiel B, Quandt R. Earnings retention, new capital and the growth of the firm [J]. Review of Economics and Statistics, 1970, 52: 345-355.

[39]Mueller D, Reardon E. Rates of return on corporate investment [J]. Southern Economic Journal, 1993, 60: 430-453.

[40]Morck R, Shleifer A, Vishny R. The stock market and investment: is the market a sideshow? [J]. Brookings Papers on Economic Activity, 1990(2): 157-215.

[41]Yoshikawa H. On the ‘q’ theory of investment [J]. The American Economic Review, 1980, 70: 739-743.

[42]La Porta R, Lopez-de-Silanes F, Shleifer A. Corporate ownership around the world [J]. Journal of Finance, 1999, 54: 471-518.

[43]周小容. 家族企業經營模式對高管薪酬的影響研究——來自我國上市家族企業的證據[D].研究生學位論文, 西南財經大學, 2014.

[44]Stock J H, Watson M W. Introduction to Econometrics, 2ed edision(影印版)[M].上海：格致出版社與上海人民出版社, 2007.

[45]吳應軍. 代理問題與投資行為：基于中國上市家族企業的研究[J].世界經濟文匯，2016，待刊.

[46]Amihud Y, Lev B. Risk reduction as a managerial motive for conglomerate mergers [J]. Bell Journal of Economics, 1981, 12: 605-617.

[47]Shleifer A, Vishny R W. Management entrenchment: The case of manager-specific investments [J]. Journal of Financial Economics, 1989, 25: 123-139.

[48]Denis D J, Denis D K, Sarin A. Agency problems, equity ownership, and corporate diversification [J]. Journal of Finance, 1997, 52: 135-160.

責任編輯、校對：李再揚

收稿日期：2015-12-21

基金項目：教育部人文社會科學研究青年基金項目“代理成本、外部聯系與家族企業轉型”(批準號：12YJC790205)。

作者簡介：吳應軍(1975-)，四川省巴中市人，西南財經大學經濟學院副教授，研究方向: 企業理論和產業組織。

文獻標識碼：A

文章編號：1002-2848-2016(03)-0091-15

感謝馮旭南的評論。