劉喆+張志勇

內容摘要：現在的研究大多是孤立地考察產品市場競爭、管理層持股激勵和過度投資兩兩之間的關系。本文基于中國轉型時期制度背景，考察產品市場競爭、管理層持股激勵和過度投資在這三個方面的關系。研究結果表明，管理層持股能夠對過度投資產生抑制作用。而隨著產品市場競爭的加劇，管理層持股對過度投資的抑制作用越好。這一結論意味著在當前中國的制度背景下，要抑制過度投資有必要繼續(xù)完善上市公司的內部治理結構；與此同時，在我國特殊的制度背景下存在諸多問題、而相應改革進展緩慢這一前提下，可以通過降低進入壁壘等方式加強產品市場競爭，從而有效抑制管理層的過度投資行為。

關鍵詞：產品市場競爭 管理層持股 過度投資

引言

投資決策作為公司三大財務決策之一，是公司的核心財務問題，也是影響宏微觀經濟運行和資本市場的重要因素。由于所有權與經營權的分離，當經營者擁有公司的投資決策權時，委托方與代理方之間的利益不一致引發(fā)經營者的機會主義動機，從而使企業(yè)投資行為產生扭曲，導致企業(yè)的過度投資行為。我國大部分上市公司終極控制權為國有（劉芍桂，2003）。國有上市公司的股權特征使得管理者將證券市場視為低成本的融資來源，甚至利用在資本市場上的融資特權掠奪財富（陳曉等，2003）。因此，我國上市公司面臨的代理問題更嚴重，過度投資行為表現應該更加普遍。嚴重的代理問題成為侵害廣大投資者、阻礙中國資本市場發(fā)展的重大問題。我國上市公司近年來數量不斷增長，上市公司從股市募集了大量資金，但是使用狀況卻很差，不斷出現盲目多元化、擴大規(guī)模等過度投資行為，導致上市公司經營績效下降，有悖于企業(yè)價值最大化的根本目標，損害了股東的利益，阻礙了我國證券市場的健康發(fā)展。

在現代財務理論中，激勵不足是代理沖突的根源之一，Jensen和Meckling（1976）指出，股東與經理人之間存在著目標利益相悖的代理沖突，企業(yè)投資行為往往體現經理人目標而非股東價值最大化，這種代理沖突會導致管理層的過度投資行為，人們普遍認為企業(yè)過度投資行為是導致投資無效的重要原因之一。管理層持股作為解決現代公司代理沖突的重要機制， 在使股東和管理者利益最大限度保持一致、緩解二者之間的激勵不相容發(fā)揮了重要作用。唐雪松等（2007）、周中勝（2008）、潘敏（2002）研究管理層持股與過度投資關系認為，目前增加管理層的持股比例有助于實現股東與管理層之間的利益趨同，減輕企業(yè)管理層的過度投資沖動。在研究我國管理層激勵對過度投資的治理問題時不能不考慮外部治理機制—產品市場競爭。我國處于轉軌經濟加新興市場化時期，產品市場競爭呈現日益集中的趨勢，在面對日益激烈的產品市場競爭時，正如Shleifer和Vishny（1997）所說，盡管產品市場競爭可能是世界上通向經濟效率最有力的力量，但它是否需要借助于重要的內部公司治理機制來對經理層的過度投資行為施加影響呢？競爭的加劇，股東應如何激勵管理層呢？

研究設計

（一）研究假設

1.是否存在過度投資。由于股東經理代理關系的存在，公司經理一般具有控制更多資源的過度投資沖動。代理問題越嚴重，過度投資行為越嚴重，投資現金流相關敏感性水平越強。結合我國特殊的制度背景，為國企改革服務是證券市場建立的重要初衷，上市公司大多由國企改制重組而來，相當一部分上市公司最終仍由政府控制，上市公司股權結構仍然是國家主導型的。在大股東所有者缺位以及中小股東搭便車的情況下，“內部人控制”現象較為普遍。上市公司關鍵性決策權力往往通過非正式機制發(fā)揮作用，服從行政命令的上市公司壓力更加具體和現實。另外，由于我國并不存在完善的經理人市場，針對經理有效的激勵和約束機制并沒有普遍建立，很多上市公司的經理由政府任命，行政官員身份特征濃于職業(yè)經理人特征。因此，在機會主義動機作用下，上市公司經理的代理成本中利用企業(yè)自由現金流追求規(guī)模，建造“企業(yè)帝國”問題更加嚴重。因此，我們提出假設：

假設一：我國上市公司普遍存在過度投資。

2.管理層持股與過度投資。當經理人持股比例低于100%時，經理增加其努力要承擔全部成本卻不能獲得由其追加努力所創(chuàng)造的所有收益；而當經理增加在職消費或偷懶時，他能享受公司的全部剩余資源，風險與責任不匹配，由此代理問題產生（Jensen和Meckling，1976），隨著經理持股比例的增加，由于成本分攤效應，股東與經理之間的代理成本會降低，抑制了經理的過度投資沖動。由于現階段我國上市公司經理持股比例普遍較低，遠沒有達到使其自身地位牢固的水平，對提高公司的經營效率沒有幫助，因此，增加上市公司經理持股主要表現為利益趨同效應。國內對經理持股的作用進行研究，王霞和張國營（2007）研究發(fā)現，管理層持股和企業(yè)長期投資效率正相關?？梢哉J為，越有效的股權激勵，使管理者投資決策越容易符合企業(yè)價值最大化目標，達到“共贏”的局面。

假設二：管理層持股可以抑制過度投資。

3.產品市場競爭、管理層持股與過度投資。Alchian（1950）認為，在內部治理機制以外，來自產品市場競爭的壓力同樣可能在約束管理層方面產生積極地影響。隨著產品市場競爭的加劇，企業(yè)的經營現金流波動更大，負債比例不斷攀升，從而導致企業(yè)經營風險和財務風險雙雙加大，企業(yè)被清算的可能性隨之增加。從貨幣資本的角度看，競爭的清算威脅對股東財富的負面影響最大，另一個因清算而受損的就是人力資本的提供者—企業(yè)經理，損害企業(yè)價值的過度投資將進一步增加競爭行業(yè)的企業(yè)被清算的可能性。因此，隨著競爭的加劇，企業(yè)的大股東可能采取減持股份同時讓管理層持有部分股份的方法，減少其可能的投資損失，與管理層共同分擔企業(yè)的風險。為了保證自身的長遠利益，隨著競爭程度的加劇，管理層可能會約束自身的機會主義動機。因此，我們提出假設：

假設三：產品市場競爭激烈的行業(yè)，管理層持股對管理層過度投資的抑制作用更強。

（二）樣本選擇與數據來源endprint

本文選取的數據，均來自國泰安信息技術有限公司提供《中國上市公司財務報表數據庫》。本研究選取了2007-2010年深、滬兩市的上市公司進行研究，并剔除財務狀況異常的ST、PT公司和變量數據缺失的樣本。對樣本進行行業(yè)分類。根據證券會行業(yè)分類標準，將所有公司分為13個大類。由于制造業(yè)范圍較廣，分類標準又將其劃分為10個行業(yè)。本文剔除上市公司數目較少的行業(yè)，如農林牧漁業(yè)、采掘業(yè)、建筑業(yè)、金融保險業(yè)、傳播與文化產業(yè)、木材家具業(yè)、造紙印刷業(yè)和其他制造業(yè)；綜合類無法進行并購類型分類也予以剔除。最后，得到13個行業(yè)3837個樣本。本文數據處理采用了Stata11軟件。

（三）主要變量的定義

企業(yè)投資的界定。本文中企業(yè)投資為固定資產的年度增加值，即固定資產凈額、在建工程凈額和工程物資的年度增加值之和，并除以固定資產年初凈額，以清除規(guī)模的影響。行業(yè)競爭程度的定義。產業(yè)組織理論文獻常用行業(yè)的市場集中度比率（一般表示為CRn）和交叉價格彈性等指標反映競爭強度。但市場集中度比率指標度量的是行業(yè)中最大的 n 家廠商的產出占行業(yè)總產出的比例，難以準確衡量公司間的競爭強度；由于公司定價資料難以得到，交叉價格彈性指標難以計量。于是，本文借鑒姜付秀（2009）的做法，采用赫芬達爾-赫希曼指數（HHI）來度量產品市場競爭強度。

根據公式計算赫芬達爾-赫希曼指數，HHI=∑（Xi/X）2，其中，X=∑Xi，Xi為公司i的銷售額。行業(yè)內大企業(yè)數目（N）越多，競爭越激烈；當行業(yè)可容納的公司數目一定時，赫芬達爾-赫希曼指數越小，行業(yè)內相同規(guī)模的公司就越多，產業(yè)內公司之間的競爭越激烈。具體變量定義如表1。

（四）研究設計

依據托賓Q理論，在完善的資本市場中，托賓Q值是企業(yè)可利用的、對投資機會市場價值進行評估的一個基本方法，是唯一適合解釋投資行為的財務變量，因此本文使用托賓Q值衡量企業(yè)的潛在投資機會（唐雪松等，2007）。借鑒Fazzarietal（1988）和Vogt（1994）的模型，我們提出以下數學：

模型一：我們首先檢驗樣本企業(yè)投資與現金流之間是否存在顯著的相關性，具體公式如下：

I=α+β1 FCF+β2 Q+β3 REV+β4 LEV+β5 SIZE+ξ

模型二：在此基礎上，檢驗引起投資現金流相關性的原因是否是經理的機會主義，模型二中交叉項Q×FCF的回歸系數符號可以用于辨識產生投資現金流相關性的原因，如果系數顯著為負，則表明原因為過度投資（Vogt，1994）。具體公式如下：

I=α+β1 FCF+β2 （Q×FCF）+β3 Q+β4 REV+β5 LEV+β6 SIZE+ξ

模型三：在Vogt模型基礎上引入由制約機制變量HHI構造的交叉項GM×Q×FCF檢驗制約機制能否有利于優(yōu)化過度投資行為（模型三），如果交叉項回歸系數顯著為正，則說明該制約機制是有效的；否則無效。具體公式如下：

I=α+β1 FCF+β2 （Q×FCF）+β3（GM×Q×FCF）+β4 Q+β5 REV+β6 LEV+β7 SIZE+ξ

實證檢驗

（一）描述性統(tǒng)計

首先對樣本公司在研究區(qū)間內的企業(yè)投資、自由現金流、產品市場競爭以及各控制變量的情況進行描述性統(tǒng)計分析，具體結果如表2所示。

由表2可知，企業(yè)投資I均值為0.191，表明樣本企業(yè)投資率為19.1%。托賓Q值均值為1.668，主營業(yè)務銷售增長率（REV）均值為0.185，說明樣本企業(yè)存在相應的投資機會。自由現金流均值為0.057，表明樣本企業(yè)普遍擁有一定量的自由現金流，這為過度投資行為創(chuàng)造了條件。赫芬達爾-赫希曼指數（HHI）最大值為0.207，而最小值僅為0.012，分布較為離散，表明不同的行業(yè)，競爭激烈程度有很大差異。管理層持股比例均值為0.031，而中位數為0.00003，這表明了樣本企業(yè)經理持股水平較低。

（二）相關性分析

為了初步檢驗解釋變量與過度投資的關系，以及各變量之間有無共線性，本文進行了Pearson相關系數回歸，具體系數如表3。

由表3可以看出，自由現金流（FCF）與投資（I）顯著正相關，初步說明存在著投資現金流相關性。引入托賓Q后的自由現金流（Q×FCF）與投資（I）成反比，說明了經理機會主義行為導致了過度投資。交叉變量GM×Q×FCF與I成正比，初步說明了管理層持股對過度投資有一定的抑制作用。另外，從各變量之間的相關系數來看，相關系數最高為 0.765，沒有超出共線性臨界值 0.8，所以變量間的共線性并不嚴重，是不會對研究的結果產生較大影響的。

（三）多元回歸分析

1.我國上市公司是否存在過度投資。為檢驗我國上市公司是否存在過度投資，本文利用模型一和模型二進行回歸，模型一和模型二的回歸結果見表4。由模型一的檢驗結果可知，投資與現金流之間存在顯著的相關性，回歸系數為0.399（顯著性水平為1%），這說明我國上市公司普遍存在投資現金流相關性。投資現金流相關性是否為經理的機會主義導致的？從模型二的檢驗結果可知，交叉項Q×FCF的回歸系數為-0.079（顯著性水平為10%）。根據Vogt（1994）的分析可以認為，投資現金流相關性是由于經理的機會主義所導致的，從而證實了樣本企業(yè)中過度投資行為存在。假設一得以驗證。這一結論與周立（2002）、何金耿和丁加華（2001）、唐雪松（2007）的結論均是一致的。

2.管理層持股制約過度投資的檢驗。本文以管理層持股比例為交叉項進行回歸，以驗證管理層持股對過度投資的抑制作用，回歸結果如表5左側全樣本。表5左側，交叉項回歸系數為0.703（顯著性水平為10%），表明管理層持股也可以抑制企業(yè)過度投資行為，假設二也得到驗證。endprint

為了進一步驗證在不同競爭程度的行業(yè)中，管理層持股對過度投資的抑制作用，本文將產品市場競爭分為兩組，即大于均值為競爭激烈行業(yè)，小于均值為競爭不激烈行業(yè)。并再次利用模型三分別進行回歸，回歸結果見表5。結果表明，在競爭激烈行業(yè)組中，管理層持股（MANAGER）的交叉項的回歸系數為1.008（但顯著水平達到5%）；而在競爭不激烈行業(yè)組的回歸結果中，管理層持股（MANAGER）的交叉項的回歸系數仍為正，但統(tǒng)計量卻不顯著。說明在競爭激烈行業(yè)中，管理層持股對過度投資的抑制作用更好。由此，假設三也得到驗證。

3.穩(wěn)健性檢驗。為了驗證上述結論的穩(wěn)健性，對本文的實證檢驗做了穩(wěn)健性測試，將赫芬達爾指數的最小四分之一部分為競爭激烈行業(yè)，赫芬達爾指數最大四分之一部分為競爭不激烈行業(yè)，發(fā)現上述檢驗并未發(fā)生實質性變化，表明所獲得的結論是穩(wěn)健的。

結論

本文在對相關理論進行梳理的基礎上，以2007-2010上市公司數據，考察產品市場競爭、管理層持股與過度投資之間的關系。本文結果表明，我國上市公司普遍存在過度投資；產品市場競爭能夠抑制過度投資，并且在對過度投資的影響上，產品市場競爭加劇可以使得管理層持股比例增加從而抑制過度投資行為。這一結論意味著，中國當前的制度背景下，要抑制過度投資，有必要綜合考慮產品市場競爭的作用并完善上市公司管理層持股的激勵作用。

參考文獻：

1.唐雪松，周曉蘇，馬如靜.上市公司過度投資行為及其制約機制的實證研究.經濟研究，2007（7）

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3.李維安，江濤.公司治理與企業(yè)過度投資行為的研究-來自中國上市公司的證據.財貿經濟，2007（12）

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15.陳冬華，梁上坤，蔣德權.不同市場化進程下高管激勵契約的成本與選擇：貨幣薪酬與在職消費.會計研究，2010（11）

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19.付東.股權激勵、貨幣薪酬與公司適度投資-來自中國上市公司的經驗證據.會計之友，2012（3）

20.Alchian，A.，Demsetz，H.1972.Production，Information Costs，and Economic Organization， American Economic Review，（62）endprint

為了進一步驗證在不同競爭程度的行業(yè)中，管理層持股對過度投資的抑制作用，本文將產品市場競爭分為兩組，即大于均值為競爭激烈行業(yè)，小于均值為競爭不激烈行業(yè)。并再次利用模型三分別進行回歸，回歸結果見表5。結果表明，在競爭激烈行業(yè)組中，管理層持股（MANAGER）的交叉項的回歸系數為1.008（但顯著水平達到5%）；而在競爭不激烈行業(yè)組的回歸結果中，管理層持股（MANAGER）的交叉項的回歸系數仍為正，但統(tǒng)計量卻不顯著。說明在競爭激烈行業(yè)中，管理層持股對過度投資的抑制作用更好。由此，假設三也得到驗證。

3.穩(wěn)健性檢驗。為了驗證上述結論的穩(wěn)健性，對本文的實證檢驗做了穩(wěn)健性測試，將赫芬達爾指數的最小四分之一部分為競爭激烈行業(yè)，赫芬達爾指數最大四分之一部分為競爭不激烈行業(yè)，發(fā)現上述檢驗并未發(fā)生實質性變化，表明所獲得的結論是穩(wěn)健的。

結論

本文在對相關理論進行梳理的基礎上，以2007-2010上市公司數據，考察產品市場競爭、管理層持股與過度投資之間的關系。本文結果表明，我國上市公司普遍存在過度投資；產品市場競爭能夠抑制過度投資，并且在對過度投資的影響上，產品市場競爭加劇可以使得管理層持股比例增加從而抑制過度投資行為。這一結論意味著，中國當前的制度背景下，要抑制過度投資，有必要綜合考慮產品市場競爭的作用并完善上市公司管理層持股的激勵作用。

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為了進一步驗證在不同競爭程度的行業(yè)中，管理層持股對過度投資的抑制作用，本文將產品市場競爭分為兩組，即大于均值為競爭激烈行業(yè)，小于均值為競爭不激烈行業(yè)。并再次利用模型三分別進行回歸，回歸結果見表5。結果表明，在競爭激烈行業(yè)組中，管理層持股（MANAGER）的交叉項的回歸系數為1.008（但顯著水平達到5%）；而在競爭不激烈行業(yè)組的回歸結果中，管理層持股（MANAGER）的交叉項的回歸系數仍為正，但統(tǒng)計量卻不顯著。說明在競爭激烈行業(yè)中，管理層持股對過度投資的抑制作用更好。由此，假設三也得到驗證。

3.穩(wěn)健性檢驗。為了驗證上述結論的穩(wěn)健性，對本文的實證檢驗做了穩(wěn)健性測試，將赫芬達爾指數的最小四分之一部分為競爭激烈行業(yè)，赫芬達爾指數最大四分之一部分為競爭不激烈行業(yè)，發(fā)現上述檢驗并未發(fā)生實質性變化，表明所獲得的結論是穩(wěn)健的。

結論

本文在對相關理論進行梳理的基礎上，以2007-2010上市公司數據，考察產品市場競爭、管理層持股與過度投資之間的關系。本文結果表明，我國上市公司普遍存在過度投資；產品市場競爭能夠抑制過度投資，并且在對過度投資的影響上，產品市場競爭加劇可以使得管理層持股比例增加從而抑制過度投資行為。這一結論意味著，中國當前的制度背景下，要抑制過度投資，有必要綜合考慮產品市場競爭的作用并完善上市公司管理層持股的激勵作用。

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