吳建祥,李秉祥

(1.西安理工大學 經濟與管理學院，西安 710054；2.西安財經大學 統計學院，西安 710100)

內容提要：企業(yè)控制權配置是解決經理管理防御的有效手段，還是導致經理管理防御的重要根源？本文以2013年至2017年我國A股上市公司為樣本，實證考察企業(yè)控制權配置的結構特征變量對經理管理防御程度的影響。利用全樣本研究發(fā)現：實際控制人控制權、現金流權和委派董事比例越大，實際控制人的監(jiān)督效應占主導，經理管理防御程度越弱；股權制衡度、機構投資者持股比例、兩職分離、獨立董事比例、董事會和經理層持股比例越高，制衡度的特征變量發(fā)揮其制衡作用，經理管理防御程度越弱；第二大股東持股比例越高經理管理防御程度越強。進一步研究發(fā)現，在國有企業(yè)和非國有企業(yè)中，企業(yè)控制權配置的特征變量對經理管理防御的影響存在顯著的差異。因此，應通過調整企業(yè)控制權配置中的控制度與制衡度的特征變量，以達到控制權對經理人激勵和約束的雙重效應，從而減少經理管理防御行為，提高企業(yè)資源配置效率。

一、引言

管理防御視角下，企業(yè)決策并不是股東利益最大化，而是受經理人個人偏好和自身利益的影響，扭曲企業(yè)決策并降低企業(yè)資源配置效率?，F有研究主要考察公司治理的部分特征變量與經理管理防御的關系，這些特征變量主要包括股權結構、經理兩職兼任、經理人持股等，涉及一部分控制權特征，但并沒有全面分析控制權配置的特征對經理管理防御的影響。企業(yè)控制權配置對經理而言具有激勵與約束的雙重性，基于我國特殊的股權結構和控制權配置方式，企業(yè)控制配置是解決經理管理防御的有效手段，還是導致經理管理防御的重要根源？

我國上市公司股權結構的顯著特點是股權集中，上市公司普遍存在實際控制人。關于實際控制人與經理層之間的關系，對立觀點認為，實際控制人與經理層之間存在沖突。實際控制人擁有公司事實上的控制權，為了保護自身股權的投資收益，實際控制人成為監(jiān)督經理層的主力，對經理層加以控制和監(jiān)督以確保經理層履行委托責任，以降低經理層代理問題。對經理層而言，希望擺脫實際控制人的監(jiān)督和控制，按照自己意志引導企業(yè)戰(zhàn)略發(fā)展方向，并有謀求私利的動機和機會，從而形成管理者防御。經理層可能通過各種方式以擺脫實際控制人的控制，如增加自己人在董事會中的比例，或者經理層之間形成合謀的局面以控制企業(yè)，以引導公司決策，增加自身的話語權和鞏固自身職位。而合作觀點則認為實際控制人與經理層之間存在合作與合謀，在我國經濟與社會轉型時期，當公司治理結構及法律監(jiān)督環(huán)境不完善時，當他們合作(或合謀)收益大于不合作(或不合謀)的收益時，實際控制人與經理層合作或合謀行為就會發(fā)生。

現階段我國企業(yè)中經理管理防御行為普遍存在，實際控制人承擔了對經理人的監(jiān)督職責，那么，實際控制人對經理行為是否發(fā)揮了監(jiān)控作用呢？實際控制人是促進還是抑制經理管理防御？綜合企業(yè)控制權配置和實際控制人對經理管理防御的影響，企業(yè)控制權配置對經理管理防御的影響具體體現在控制權配置特征變量對經理管理防御的影響。本文擬以實際控制人為控制權配置主體，按控制權配置路徑，詳細考察實際控制人的控制度和其他股東對實際控制人的制衡情況，并考慮企業(yè)產權性質的差異，選取2013-2017年深滬兩市A股上市公司作為研究樣本，深入探究控制權配置中控制度和制衡度各子維度上的特征變量與經理管理防御的內在關聯。

二、理論分析與研究假設

(一)基于實際控制人視角構建企業(yè)控制權配置的結構特征變量

1.基于實際控制人視角分析企業(yè)控制權配置

在現代股份制企業(yè)中，所有權和控制權發(fā)生分離，存在一個控制權的授權過程。股東作為財產的所有者，擁有公司的剩余控制權，在保留必要權能的基礎上，其余絕大部分控制權授予董事會，而董事會保留一部分權能后，又把一部分權能授予經理層，最終的控制權仍由企業(yè)財產所有者股東享有。根據我國《公司法》，股東大會擁有剩余控制權，董事會具有決策控制權，經理層具有經營控制權。因此，公司控制權主要包括股東、董事會和經理層三個控制權主體，各控制主體所對應的控制權能分別是最終控制權、決策控制權和經營控制權。

企業(yè)控制權配置的關鍵是權力的分配與制衡，是一個復雜系統，為化繁為簡，抓住企業(yè)控制權配置的特定主體和特定環(huán)節(jié)，構建控制權配置的結構特征變量。由于公司控制權實質上是公司所有權的派生產物，在股權分散的企業(yè)中，中小股東一般沒有監(jiān)督管理者的意愿和能力，實際控制權常常被經理層所擁有。隨著股權集中度的提高，大股東參與公司治理的意愿和能力增強，出現了大股東或經理層掌握公司實際控制權。在股權較為集中的條件下，上市公司普遍存在實際控制人，實際控制人掌握了公司事實上的控制權，對公司的治理和決策產生重要影響[1]，故選擇實際控制人為控制權主體來刻畫企業(yè)控制權配置狀況。進一步考察企業(yè)實際控制人在企業(yè)內部三個控制權主體(股東大會、董事會、經理層)層面上后續(xù)顯性控制力，主要考察實際控制人的控制度和其他股東對實際控制人的制衡情況，從實際控制人的控制度和制衡度兩個維度來選取企業(yè)控制權配置的特征變量。

2.實際控制人控制度在三個層面的特征變量

實際控制人對上市公司的所有權即股權，又稱為現金流權，控制權又稱為投票權，在直接控股的情況下，所有權比例和控制權比例是相等。但通過復雜的控制鏈條間接控制的上市公司，實際控制人對上市公司的控制程度可能偏離其持股比例。實際控制人的控制度反映其對公司的監(jiān)督和控制能力，按照高闖和關鑫分析的邏輯，實際控制人對上市公司的控制涉及股東大會、董事會和經理層三個層面[2]。下面分別敘述實際控制人控制度在三個層面的特征變量。

股東大會是決定公司重大決策的權力機關，這種權力主要來源于投票權。在“少數服從多數”和“一股一票”的表決制度下，實際控制人通過金字塔結構、交叉持股、股東協議和投票權協議等獲得更多的投票權，以達到控制股東大會的目的。通過直接或間接持有企業(yè)最大股份的終極控股股東可以獲得企業(yè)的投票權從而實現終極控制，這種間接投票權也被界定為終極控制權。終極控制權的大小主要是計算企業(yè)股權關系鏈條中終極控股股東所在的每條鏈條中最弱的投票權之和，即：

VR=∑min(Ri1,Ri2,…,Rin)

其中Rin表示與終極控股股東有關的n個鏈條中第i個鏈條上的持股比例。

終極控股股東的現金流權是終極控股股東所擁有的最終所有權收益，表示終極控股股東能夠從企業(yè)獲得共享收益，如股息收益。當終極控股股東擁有更多現金流權的時候，意味著更多共享收益，其侵占中小股東利益所付出的代價則越大?，F金流權的大小等于企業(yè)股權結構關系鏈條每層持股比例的乘積或若干股權結構關系鏈每層級持股比例乘積之和，即：

實際控制人對董事會的控制表現在其控制的董事席位常常超出其股權比例，即形成董事會席位超額控制。董事會會議的表決，實行一人一票及多數原則，以參加董事會的董事所表決的票數占全體董事人數的比例來確定是否通過決議，控制董事會的成員席位即可控制董事會的決議，最終達到控制決策權的目的。用實際控制人委派董事占比來衡量實際控制人對董事會的控制度。

實際控制人委派自己人出任所控制公司的高級管理人員以實現對企業(yè)關鍵崗位的控制。這樣利于實現實際控制人對公司經理層的監(jiān)督與控制，使經理層成為實際控制人掌管公司經營和進行利益侵占的關鍵棋子。用經理人是否由實際控制人委派來度量實際控制人對經理層的控制[3]。如果經理人由實際控制人直接或間接委派，實際控制人對公司的實際控制權會增強。

3.實際控制人制衡度在三個層面的特征變量

實踐中，實際控制人通過各種方式增強自身的控制權，必須限制實際控制人對企業(yè)的超額控制，其關鍵是要實現權力的均衡與制衡。權力制衡實質是通過分權與制衡來防范實際控制人獨斷與專權，通過在公司內部建立與決策權、執(zhí)行權相對應的監(jiān)督權來保證公司經營的公正性和高效性。值得注意的是實際控制人受到的制衡力量較多，主要包括內部制衡力量和外部制衡力量，外部制衡力量與資本市場的外部監(jiān)管密切相關，依賴于一個地區(qū)資本市場的發(fā)育和完善程度，使得外部制衡力量很難度量，本文只考慮企業(yè)內部制衡力量。

股東大會層面的制衡首先考慮股權制衡，采用第二至第五大股東持股比例之和與第一大股東持股率的比作為股權制衡度的指標，該比值越大，表示制衡度越高，說明實際控制人受其他大股東的影響程度越大。其次考慮第二大股東的制衡作用，第二大股東是大股東中實力較強的股東，特別是第二大股東與實際控制人不具有“關聯”關系時，第二大股東有動機參與公司決策，與實際控制人進行控制權競爭，發(fā)揮較好的監(jiān)督制衡作用[4]，用第二大股東的持股比例反映第二大股東的制衡能力。再考察機構投資者的制衡作用，現有研究認為機構投資者是公司內部治理中一種重要的監(jiān)督者，在公司治理中發(fā)揮著重要作用，機構投資者持股比例越高，參與監(jiān)督的能力和積極性越強，用機構投資者持股比例來衡量其制衡作用。

董事會層面的制衡首先是董事長和總經理職位的分離。一般兩職分離有利于董事對經理人的監(jiān)督和考評。其次是董事會監(jiān)督職能，用獨立董事比例衡量。一般認為較高的獨立董事比例是其進行有效監(jiān)督行為的前提條件，也能保障董事會的獨立性。還有董事會的所有權激勵。董事本身也是股東的代理人，也需要被激勵，對董事實行激勵能增加董事監(jiān)督的動力，降低董事的道德風險，更好地履行董事會的職責。選用董事會持股比例作為董事會所有權激勵的替代變量。

經理層層面的制衡情況主要有經理人任期和經理人持股。經理人的正常更換也是公司內部治理有效性的一種表現形式，但考慮任期是一個外生變量，國有企業(yè)經理人是由政府任命，非國有企業(yè)的經理人常常由大股東擔任，且受各種因素的影響，故本文把經理人任期不列為一個制衡變量。經理人持股是具有制衡效應的，經理人持股把經理人與股東的利益捆綁在一起，使經理人有動力去維護和監(jiān)控公司內部治理與內部控制的有效運行。

基于以上分析，從控制權配置的主體(實際控制人)和配置路徑的視角，將企業(yè)控制權配置滲透于治理結構中，得到實際控制人在股東大會、董事會和經理層三個層面上的控制度和制衡度的特征指標，如表1所示。以上指標都從某一個角度反映了實際控制人控制度與制衡度的基礎特征，部分指標存在一定的局限性，尚不夠全面和綜合。

表1 三個層面控制度和制衡度特征指標的構建

良好的控制權配置能提高公司治理效率，通過合約機制、監(jiān)督機制和激勵機制對經理進行監(jiān)督和激勵，減弱經理管理防御的動機，并降低防御的能力，最終抑制經理管理防御行為。反之，不合理的企業(yè)控制權配置會誘致經理管理防御行為。控制權配置對經理管理防御的影響最終表現為控制權配置的諸多因素對經理管理防御的影響。上面基于實際控制人視角選取了企業(yè)控制權配置的特征變量，下面系統地分析企業(yè)控制權配置兩個維度的特征變量對經理管理防御的影響機理，提出研究假設，然后利用我國上市公司數據對假設進行檢驗。

(二)實際控制人控制度的特征變量與經理管理防御關系的研究假設

1.股東層面控制度特征與經理管理防御的關系

先討論實際控制人的控制權對經理管理防御的影響。從委托代理和組織控制的視角，當實際控制人控制權增強時，擁有上市公司的表決權也越大，對上市公司經營決策的參與度越強，能提高公司治理效率[5]。大股東是監(jiān)督經理層的主要監(jiān)督力量，在一定程度上能緩解經理人代理問題，減少經理人的機會主義行為，推測實際控制人的控制權有利于降低經理管理防御程度。

實際控制人會利用手中的控制權通過“隧道”效應轉移公司資產、進行關聯交易等侵占中小股東的利益。值得注意的是，實際控制人在正常的經營管理過程和利益侵占過程中，需要得到管理者的幫助與協作，這樣可能提高經理管理防御程度，但經理人受實際控制人的監(jiān)督與控制，實際控制人的監(jiān)督效應占主導，推測隨著實際控制人的控制權增強，對經理人的監(jiān)督動機和監(jiān)督效果會增強，能有效減少經理管理防御行為。據此提出如下假設：

假設1：在其他條件既定條件下，實際控制人控制權越大，經理管理防御程度越弱。

下面分析實際控制人的現金流權與經理管理防御程度的關系。現金流權也稱為所有權，是參與公司剩余收益分配的權力，企業(yè)實際控制人的收益與其擁有上市公司現金流量權密切相關?，F金流權收益是其監(jiān)督經理層的動力，一般認為現金流權越高，實際控制人對經理層的監(jiān)督越強。隨著實際控制人現金流權的增加，經理自利行為對實際控制人利益的影響越大，為了降低自身利益的損失，實際控制人有動力去行使自身的監(jiān)督功能，使公司管理者努力工作、提高企業(yè)戰(zhàn)略和決策的質量，從而提高企業(yè)價值，以達到增加自身收益的目的。如果實際控制人持有的現金流權越大，實際控制人的利益侵占行為受到抑制。因此，提高實際控制人的現金流權能夠使其利益與公司利益趨于一致，會加強對經理層的監(jiān)督，防止經理層為了私有收益損害公司利益，表現在對管理層提供決策咨詢，幫助管理層制定和執(zhí)行有效戰(zhàn)略，提高企業(yè)運營效率，以抑制經理管理防御行為?；谝陨戏治?，提出如下假設：

假設2：在其他條件既定條件下，實際控制人現金流量權越大，經理管理防御程度越弱。

2.董事會層面控制度特征與經理管理防御的關系

董事會在公司的經營管理中同時扮演著服務、控制與戰(zhàn)略的多重角色，是公司治理的核心和關鍵。許多上市公司的實際控制人實際擁有董事會的超額控制權[6]?？毓晒蓶|委派執(zhí)行董事參與公司管理對公司治理水平有一定的影響，研究發(fā)現控股股東委派執(zhí)行董事能夠降低公司的盈余管理水平同時也增強高管的薪酬-業(yè)績敏感性[7]。陳勝藍和呂丹(2014)[8]實證分析發(fā)現，當公司高管向上操縱盈余時，控股股東委派董事發(fā)揮了有效的監(jiān)督作用，減少了高管的盈余管理行為。據此，推測實際控制人對董事會的干涉程度能提高對經理人的監(jiān)督效果，提出如下假設：

假設3：在其他條件既定條件下，實際控制人委派董事比例越大，經理管理防御程度越弱。

3.經理層層面控制度特征與經理管理防御的關系

經理人來源決定了經理人的獨立性，當經理人由實際控制人直接或間接指派時，總經理與實際控制人是利益一致行動人，此種情況下，實際控制人和經理人對公司的控制權都增強。那么經理由控股股東委派是促進或抑制經理實施管理防御行為呢？當經理人由實際控制人委派時，經理人會權衡防御的收益與成本，再做出是否實施防御行為的決策?，F有研究表明，經理由控股股東委派時，經理手中的實際控制權增強，經理人是大股東利益代表人，容易出現大股東和經理人利用控制權進行合謀，共同侵占股東利益[3]。且當經理人由實際控制人委派時，有實際控制人支持，經理人在企業(yè)中的地位比較穩(wěn)定，對企業(yè)具有較強的控制能力，為經理實施管理防御行為提供有利條件。于是，提出如下假設：

假設4：在其他條件既定條件下，當經理由實際控制人委派時，經理管理防御程度越強。

(三)實際控制人制衡度的特征變量與經理管理防御關系的研究假設

1.股東層面制衡度特征與經理管理防御的關系

股權制衡度反映企業(yè)前幾大股東間的制衡關系，當幾個大股東分享企業(yè)控制權時，使得任何一個大股東都無法單獨控制企業(yè)的決策，達到相互牽制、相互監(jiān)督的效果?，F有研究表明，股權制衡程度越高，其他大股東相對于實際控制人的勢力就越強，相應的監(jiān)督動機和能力就越強，提高了其他大股東對實際控制人的監(jiān)督和制衡能力，這對公司的內部治理起到積極的作用。甑紅線等(2015)[9]研究表明，終極控制權的集中能夠緩解管理者代理問題，進而改善公司的業(yè)績表現?；谏鲜龇治觯茰y較高的股權制衡度有利于減少經理管理防御行為，提出如下假設：

假設5：在其他條件既定條件下，企業(yè)股權制衡度越高，經理管理防御程度越弱。

下面考察第二大股東的持股比例對經理管理防御程度的影響。第二大股東是實際控制人重要的制衡力量，如果第二大股東持股比例越大，其對實際控制人利益侵占行為的監(jiān)督能力越強，這時對實際控制人的威脅就越大，甚至可能發(fā)生第二大股東與實際控制人爭奪控制權的現象。當實際控制人進行利益掏空行為時，第二大股東受到的損失隨著其持股比例的增大而增大，此時，第二大股東對實際控制人的監(jiān)督動機增強。為了維護控制權私有收益，實際控制人會花費較大的成本與第二大股東競爭，這就給管理層營造了謀取私利行為的機會，增加管理層與股東之間的代理成本，現有研究發(fā)現次大股東的控制權與現金流權與股權代理成本正相關。隨著第二大股東持股比例的下降，第二大股東對實際控制人的利益侵占行為和控制權地位造成的威脅越小，實際控制人對經理層的監(jiān)督強度就越高，有效抑制和約束經理在職消費等自利行為，即能減少經理管理防御行為的發(fā)生。基于上述分析，提出如下假設：

假設6：在其他條件既定條件下，第二大股東的持股比例越高，經理管理防御程度越強。

考察機構投資者持股對經理管理防御的影響。現有研究表明，機構投資者在公司治理中的作用主要有三種觀點：有效監(jiān)督假說、價值損害說和無效治理，主流的觀點認為機構投資者在公司治理中發(fā)揮積極的作用，支持有效監(jiān)督假說。機構投資者通過正式干預(行使投票權、股東提案)或非正式方式來影響管理層的決策，加強與管理層的溝通,如果他們對管理層的自利行為或控股股東的利益侵占行為不滿，他們會從自身的投資目標出發(fā)，對企業(yè)決策發(fā)表獨立意見。總之，持股比例較高的機構投資者有能力和動機與實際控制人進行抗衡，監(jiān)督大股東的利益侵占行為和管理者的自利行為，降低第一類和第二類代理成本，從而減少自身利益的損失，提出如下假設：

假設7：在其他條件既定條件下，機構投資者持股比例越高，經理管理防御程度越弱。

2.董事會層面制衡度特征與經理管理防御的關系

董事長和總經理是現代公司制企業(yè)中最關鍵的職務，董事長和總經理職位安排將深刻影響公司的治理效率，委托代理理論和管家理論分別支持兩職分離與兩職合一的職位安排，而資源依賴理論認為，董事長與總經理是否兼任與公司所面臨的環(huán)境、企業(yè)資源和組織特征有很大的關系。委托代理理論認為，若經理兼任董事長，使得公司的決策經營權和監(jiān)督權集于一人，且缺乏相互制衡，容易造成經理人“大權獨攬”的局面，使經理在企業(yè)財務決策中處于主導地位，這樣經理就有更多的機會操縱董事會的議程和決策過程，使董事會做出與自身意愿相符的財務決策，導致管理防御行為的發(fā)生?，F有研究也表明，兩職合一會影響董事會職能的履行，增強經理人的管理自主權，為經理實施管理防御行為提供權力基礎和有利條件[10]。據此提出如下假設：

假設8: 在其他條件既定條件下，董事長和經理兩職分離時，經理管理防御程度越弱。

董事會的獨立性是董事會有效履行監(jiān)督職能的前提，獨立董事來自外部組織，且他們在各自領域具有一定的聲譽和影響力，以公正和客觀的立場行使監(jiān)督職能，客觀地評估和獎勵高管、糾正企業(yè)中不合適的管理行為、監(jiān)督決策的執(zhí)行、協調公司所有者利益等。一般認為，獨立董事比例越高，在董事會中話語權、監(jiān)督權就越大，能提升董事會的監(jiān)督職能，能更好地監(jiān)督經理人，阻止經理利用非常手段操作董事會，規(guī)避違規(guī)等行為，降低經理與董事合謀的可能性，減少經理管理防御行為。據此，提出如下假設：

假設9: 在其他條件既定條件下，獨立董事比例越高，經理管理防御程度越弱。

再考慮董事的激勵對經理管理防御程度的影響。由于董事也是股東的委托人，也可能產生道德風險和機會主義行為，董事的激勵是保障董事會決策與監(jiān)督質量的重要因素。適當的激勵能激發(fā)董事的工作熱情，發(fā)揮個人能力，積極承擔對公司的監(jiān)督責任。對董事的激勵主要有年薪薪酬和董事持股，股權激勵是解決董事代理問題的重要手段，使董事的利益與股東的利益捆綁在一起，產生利益趨同效應。當董事持股比例越高時，對經理層監(jiān)督的動力越強，對經理管理防御產生一定的抑制作用，于是提出如下假設：

假設10: 在其他條件既定條件下，董事會成員的持股比例越高，經理管理防御程度越弱。

3.經理層面制衡度特征與經理管理防御的關系

經理人持股是具有利益趨同效應的?，F有研究表明，授予經理人部分股權具有較好的激勵效應，能夠有效約束管理者的機會主義行為，緩解第一類代理問題。現有研究支持管理者持股比例越高，管理者的代理成本越低，股權激勵能夠在公司內部形成利益相容[11]。當經理層持股比例較低時，上市公司經營業(yè)績的好壞對經理層收益的影響程度較小，上市公司業(yè)績的提高經理層做出了很大的貢獻，承擔了較大的成本，而按持股比例只獲得了少量的收益，經理人付出成本與收益不匹配就會降低經理層工作的努力程度，尋求在職消費或利用企業(yè)資源謀求更多的私利，從而損害股東的利益，增加經理管理防御程度。隨著經理層持股比例的增加，產生利益趨同效應，有利于抑制經理管理防御行為。綜上，提出如下假設：

假設11：在其他條件既定條件下，經理層持股比例越高，經理防御程度越弱。

(四)產權性質、控制權配置特征與經理管理防御關系的研究假設

結合我國特殊的產權制度背景，國有和非國有企業(yè)在資源稟賦、制度環(huán)境和內部治理等方面存在較大的差異性，導致不同產權性質企業(yè)里股權特征和控制權配置也存在較大差異。我國國有企業(yè)股權結構表現出“一股獨大”的特點，企業(yè)經營目標是資本增值的同時，還要兼顧社會效率，如維護社會穩(wěn)定、降低失業(yè)率、增進社會福利等。國有企業(yè)中的管理層一般由政府機構委派，國有產權缺位，大股東治理功能薄弱，內部監(jiān)督機制失衡，很容易導致內部人控制，國有企業(yè)內部治理效率偏低是一個普遍的問題。而非國有企業(yè)一般由私有股權主導，大股東與管理層高度重合，大股東占據了董事會和管理層的多數席位，對企業(yè)具有較強的控制能力[12]。不同產權性質的企業(yè)做出經營決策的內在動機也就不同，甚至決策過程也會存在明顯差異。推測，不同產權性質的實際控制人控制下，企業(yè)控制權配置特征對經理管理防御程度會產生不同的影響。

產權性質的不同使經理人面臨不同的約束環(huán)境，從而表現出不同的管理防御特征。對管理防御的主體經理人而言，現有研究也證實，在我國民營企業(yè)和國有企業(yè)中經理管理防御存在很大差異[13]。國有企業(yè)與非國有企業(yè)在經理人的來源、任命程序、責任權限等方面有較大差異，導致兩類企業(yè)中CEO在經營角色和管理角色上存在較大差異，進而影響到經理管理防御的動機和能力。在經理人來源方面，國有企業(yè)經理人一般是國資委委派，而非國有企業(yè)經理人常常由實際控制人或大股東擔任，或者從經理人市場選拔。在任命程序方面，國有企業(yè)經理人由政府委派或國有資產管理機構任命，主要考慮個人的人力資本及政治前途，委托人職位晉升和股權缺失可能會影響經理管理防御程度。在職責權限方面，相比較國有企業(yè)，非國有企業(yè)的經理人常常由控股股東擔任，在管理團隊中具有更重要的地位，擁有更多的決策自主權。

綜上所述，將企業(yè)產權性質確定為控制權配置特征影響經理管理防御程度的條件之一，提出如下假設：

假設12：在國有企業(yè)和非國有企業(yè)中，企業(yè)控制權配置特征對經理管理防御程度的影響可能存在差異。

三、研究設計

(一)樣本選取與數據來源

選取樣本為2013-2017年共五年期間深滬兩市A股上市公司，按照下列標準對樣本加以篩選：(1)除金融保險類企業(yè)。因為這類上市公司有比較特殊的行業(yè)特征，財務數據有別于一般上市公司；(2)剔除ST、*ST和PT等特殊處理的公司，這類公司的財務狀況異常；(3)剔除數據缺失值和數據異常的樣本公司，為消除極端值的影響，對連續(xù)型變量進行了前后1%的縮尾(Winsorize)處理；(4)剔除總資產或主營業(yè)務收入為負或者為零的樣本公司，這樣的公司基本資不低債、缺乏持續(xù)經營能力。關于實際控制人數據來自色諾芬(CCER)數據庫，相關財務和公司治理數據來源于國泰安(CSMAR)數據庫，CEO是否由企業(yè)實際控制人委派、實際控制人委派董事占董事會總人數的比例根據公司年報和公告手工收集，從公司年報中查看經理和董事的個人簡歷、任職情況，與實際控制人的信息匹配。部分缺失數據從各上市公司年報數據手工收集，數據分析采用STATA11.0和SPSS軟件。

(二)變量設計

1.因變量

經理管理防御的度量是研究中的一個難點。經理管理防御行為需要結合具體的情況分析，很難從財務數據中確定企業(yè)某項決策行為就是經理管理防御行為，可能出現經理自為而不自知。此外，經理管理防御行為可以各種方式單獨出現或組合出現，這使得經理管理防御行為的識別和度量尤為困難。以結果代替行為、過程的方法，本文從經理管理防御結果的角度來度量經理管理防御程度。

從代理成本的角度來度量經理管理防御的結果，Ang等(2000)[14]選擇管理費用率和總資產周轉率作為代理成本的替代指標?？傎Y產周轉率反映了代理人對企業(yè)利益的貢獻度，但它受宏觀經濟形勢、產品市場競爭和行業(yè)環(huán)境等因素的影響，并不能夠充分地反映代理人的履約情況和對公司的貢獻度。管理費用是企業(yè)為組織管理生產經營所產生的費用，具體包括公司業(yè)務招待費、董事會費、差旅費、辦公費、折舊費等相關費用，這些費用與經理層代理行為密切相關[15]。管理費用率反映了代理人的履約成本，也反映了企業(yè)中經理層在經營過程中由管理行為而產生的代理成本。借鑒楊玉鳳等(2010)[16]的做法，采用管理費用占營業(yè)收入的比重來衡量管理者利益侵占度。將管理費用率作為代理成本的觀測變量，管理費用率越高，說明經理層在職消費水平越高，其自利行為越嚴重。綜上，從經理人對公司的利益侵占度方面，選取管理費用率作為經理管理防御程度的替代變量。

表2 變量定義

2.解釋變量

根據控制權配置的度量方法和前文的研究假設，實際控制人控制度的特征變量有：實際控制人的控制權(X1)、實際控制人的現金流權(X2)、實際控制人委派董事席位占比(X3)、經理人是否由控股股東委派(X4)；其他大股東對實際控制人制衡度的特征變量有：股權制衡度(X5)、第二大股東持股比例(X6)、機構投資者持股比例(X7)、兩職分離(X8)、獨立董事比例(X9)、董事持股比例(X10)、經理層持股比例(X11)。各變量的相關說明及具體計算取值方法見表2。

3.控制變量

參考陳德球等(2013)[17]和朱海英(2014)[18]實證分析中選取的控制變量，本文選取如下控制變量：公司資產規(guī)模(Asset)、公司盈利能力(Profit)、成長性(Growth)、資產負債率(Lev)、行業(yè)虛擬變量(Ind)和年度虛擬變量(Year)。全部變量的符號與計量如表2所示。

(三)模型構建

以MEI表示經理管理防御程度,用管理費用率作為替代變量，分別考察實際控制人控制度與制衡度的特征變量與經理管理防御程度之間的關系。

為檢驗實際控制人控制度的特征變量與經理管理防御程度之間的關系，采用以下計量回歸模型：

MEIi,t=α0+α1RCDi,t+∑control+∑industry+∑year+εit

(1)

上述模型(1)中實際控制人的控制度(RCD)包括實際控制人的控制權(X1)、實際控制人的現金流權(X2)、實際控制人委派董事席位占比(X3)、經理人是否由控股股東委派(X4)四個解釋變量。其中i表示i公司，t為年份。模型(1)用于檢驗實際控制人控制度的特征變量對經理管理防御程度的影響。根據上面的理論預期和研究假設，特征變量Xi系數的正負表示因變量與特征變量之間或正或負的相關關系。

為檢驗制衡度的特征變量與經理管理防御程度之間的關系，采用以下計量回歸模型：

MEIi,t=α0+α1RBDi,t+∑control+∑industry+∑year+εit

(2)

上述模型(2)中實際控制人的制衡度(RBD)包括股權制衡度(X5)、第二大股東持股比例(X6)、機構投資者持股比例(X7)、經理人兩職分離(X8)、獨立董事比例(X9)、董事持股比例(X10)、經理層持股比例(X11)。

表3 變量的描述性統計

四、實證檢驗與結果分析

(一)變量描述性統計與相關性分析

使用STATA11.0軟件對研究變量進行描述性統計分析，以我國2013-2017年A股上市公司共計7539個樣本點，主要變量描述性統計結果見表3。從表中可以看出，全體樣本公司的管理費用率(MEI)平均值為0.171，即年末管理費用與年末主營業(yè)務收入凈額之比均值為17.1%，說明一般公司管理費用約占到主營業(yè)務的1/6，管理費用率較高，反映經理層對公司的侵占度較大，其標準差為0.146,也說明公司經理管理防御程度波動較大。

對實際控制人的控制度而言，實際控制人控制權比例(X1)均值約為38.536%，平均意義上說明實際控制人擁有股權比較高，且處于相對控股狀態(tài)。實際控制人的現金流比例(X2)均值約為32.322%，實際控制人的現金流權一般低于實際控制權。實際控制人委派董事人數與董事會總人數比例(X3)的均值為32.3%，該值沒有達到1/3的分界點，且與實際控制人現金流權的均值非常接近，該值遠小于50%，說明一般董事會不是完全受實際控制人的控制，董事會處于一個比較獨立或制衡的狀態(tài)中。經理人是否由實際控制人委派0-1變量(X4)的均值為0.645，說明在所有樣本中，約有64.5%的經理人是由實際控制人委派，約有35.5%上市公司的總經理不是大股東直接或間接委派，反映經理人與實際控制人有密切的關系，實際控制人常常委派經理來增強其對經理層的控制能力。

對實際控制人的制衡度而言，股權制衡度(X5)的均值為17.148%，這是按直接持股比例計算出來的結果，說明我國上市公司一股獨大現象非常嚴重，第一大股東常常缺乏制衡股東。第二大股東持股比例(X6)的均值為8.89%，且該值遠遠小于第一大股東直接持股比例，該數值顯示第二大股東對第一大股東在股權上的制衡能力不強。機構投資者持股比例(X7)的均值為2.879%，中值為1.889%，說明所研究樣本中機構投資者持股比例總體不高，該變量的標準差為3.052，說明機構投資者持股比例的分散程度很大。經理人兩職分離(X8)的均值為0.76，說明在A股上市公司有76%公司的董事長與總經理兩職分離。獨立董事比例(X9)均值為0.373，說明在A股上市公司中獨立董事在公司董事總人數占37.3%，約高于公司法規(guī)定的1/3的標準。董事成員持股比例(X10)的均值為0.095，高管經理層持股比例(X11)的均值為0.100，說明在A股上市公司中董事會成員和高管持股比例總體都不高。

為了初步考察控制權配置特征變量與經理管理防御程度之間的關系，計算了主要變量間的Pearson相關系數，結果見表4。結果顯示，衡量實際控制人控制度的實際控制人控制權、現金流權、委派董事比例與管理費用率的系數顯著為負，支持假設1至假設3，經理是否由實際控制人委派與管理費用率的系數顯著為負，與假設4的結論相反。實際控制人制衡度的相關變量如股權制衡度、機構投資者持股比例、獨立董事比例、董事會與高管持股比例都與管理費用率的相關系數顯著負相關。第二大股東持股比例與兩職兼任與管理費用率的相關系數顯著正相關。以上相關分析初步支持了以上假設5至假設11的正確性。

本文還計算了自變量與控制權變量之間的Pearson相關系數，為節(jié)約篇幅，結果未列出，結果顯示，控制變量之間以及自變量與控制變量之間的相關系數均小于0.5。上述相關性分析只是顯示了兩個變量之間的相關程度，沒有控制其他變量的影響，無法反映自變量與因變量的影響系數和程度，即兩個變量的相關性分析結果具有一定的局限性，還需要通過下面的計量經濟模型作進一步的分析。后面計量模型中變量的共線性診斷結果也顯示，其他變量相關系數較小，且方差膨脹因子的最大值遠小于10，可以認為各變量之間不存在多重共線性現象。

表4 主要變量間的Pearson相關系數

注：***、**、*分別表示在1%、5%、10%水平上顯著，下同。

(二)模型檢驗結果與分析

本文利用統計軟件Stata11采用差分廣義矩估計(GMM)對模型參數進行估計，實證結果分析如下。

1.企業(yè)控制權配置的特征變量與經理管理防御程度關系的檢驗

先看實際控制人控制度特征變量對經理管理防御程度的影響效應。按模型(1)進行計量回歸分析，表5中第三列給出了實際控制人控制度特征變量對經理管理防御程度影響的回歸結果。

下面分析實際控制人控制度對經理管理防御程度的影響。結果顯示檢驗模型的可決系數為0.128，說明解釋變量對被解釋變量離差平方和的解釋程度達到12.8%。經理管理防御程度(MEI)與實際控制人控制權(X1)的系數為負，且在5%的顯著性水平下通過顯著性檢驗，假設1通過顯著性檢驗。經理管理防御程度(MEI)與實際控制人現金流權(X2)的系數為負，且在5%的顯著性水平下通過顯著性檢驗，假設2通過顯著性檢驗。結果表明實際控制人控制權或現金流權越大，經理人代理成本越小，說明隨著實際控制人控制權與現金流權的增加，實際控制人提高了對經理人的監(jiān)督能力和監(jiān)督效果。

經理管理防御程度(MEI)與實際控制人委派董事比例(X3)的系數為負，且在1%的顯著性水平下通過顯著性檢驗，假設3通過顯著性檢驗。此結果說明實際控制人委派董事比例越大，董事會可能被實際控制人所控制，這樣實際控制人更熟知企業(yè)經營管理戰(zhàn)略和內部信息，能更好地發(fā)揮監(jiān)督和咨詢功能，當經理人提出逆向選擇提議或存在管理防御行為時，可能會遭到實際控制人委派董事的制止或反對，減少經理逆向選擇和道德風險行為，這樣能有效降低經理管理防御程度。

經理管理防御程度(MEI)與經理是否由實際控制人委派0-1變量(X4)的系數為負，且在5%的顯著性水平下通過顯著性檢驗，假設4沒有通過顯著性檢驗。假設4沒有通過顯著性檢驗的可能原因是：當經理人由實際控制人委派時，經理是實際控制人的利益代表，與經理不是實際控制人委派相比，減少經理人與實際控制人的利益沖突，實際控制人利益侵占占主導作用，表現的結果是企業(yè)管理費用率更低。

再考察模型中的控制變量對經理管理防御程度的影響效應。樣本回歸結果顯示，公司規(guī)模(Lnsize)與管理費用率呈負相關關系，但沒有通過顯著性檢驗。說明公司規(guī)模與管理費用率負相關但關系不顯著，造成上述結果的可能原因是：一般地，隨著公司規(guī)模的擴大會提高企業(yè)管理費用率，但公司規(guī)模擴大，造成企業(yè)規(guī)模邊際產出效率遞減，降低企業(yè)管理費用率。結果顯示公司盈利能力(Profit)、成長性(Growth)、資產負債率(Lev)與經理管理防御程度(MEI)呈負相關關系，且通過顯著性檢驗。結果說明當一個企業(yè)的盈利能力和成長性都很高時，也反映了企業(yè)的資本運營能力，有利于減少經理管理防御行為，降低了經理管理防御程度。資產負債率(Lev)的系數顯著為負，說明若A股上市公司負債率水平越高，企業(yè)管理費用率越高，付本還息的硬約束發(fā)揮了債權人治理效應，有利于降低經理管理防御程度。

表5 控制權配置結構特征變量對經理管理防御程度影響的回歸結果

再看實際控制人制衡度特征變量對經理管理防御程度的影響效應。股權制衡度(X5)與經理管理防御程度(MEI)呈負相關關系，但系數不顯著，數據不支持假設5。分析其系數不顯著的原因，可能是沒有考慮關聯股東或利益一致行動人，文中股權制衡度的計量是按直接持股方式，計算第二至第五大股東持股比例之和與第一大股東持股比率的比值，導致股權制衡度的計算結果與實際情況有所偏離，使得回歸結果中變量股權制衡度(X5)的系數不顯著。

第二大股東持股比例(X6)與經理管理防御程度(MEI)呈正相關關系，且系數通過5%的顯著性檢驗，實證結果支持假設6。結果說明第二大股東持股比例越高，實際控制人受到第二大股東的制約與監(jiān)督，實際控制人會降低對經理人的監(jiān)督強度，導致管理費用率的增加。實證結果說明隨著第二大股東持股比例的增加，經理管理防御程度加強。

機構投資者持股比例(X7)與經理管理防御程度(MEI)呈負相關關系，且系數通過5%的顯著性檢驗，實證結果支持假設7。結果說明機構投資者持股比例越大，更發(fā)揮其監(jiān)督治理效應，提高公司內部治理水平，從而降低企業(yè)管理費用率和經理管理防御程度。

董事長兩職分離(X8)與經理管理防御程度(MEI)呈顯著的負相關關系，假設8通過顯著性檢驗。實證結果說明：當董事長與總經理兩職分離有利于權力的制衡與監(jiān)督，與兩職兼任相比，兩職分離時經理自主權變小，減少管理防御的機會和能力，故兩職分離與經理管理防御程度負相關。

獨立董事比例(X9)與經理管理防御程度(MEI)呈負相關關系，且在5%顯著性水平下通過系數的顯著性檢驗，假設9通過顯著性檢驗。實證結果說明：獨立董事比例的提高能提高董事會的監(jiān)督效果，減少管理者防御行為，降低企業(yè)管理費用率。

董事持股比例(X10)與經理管理防御程度(MEI)呈負相關關系，且在10%顯著性水平下通過系數的顯著性檢驗，假設10通過顯著性檢驗。實證結果表明：董事會成員較高的股權激勵能產生激勵效應，更好地發(fā)揮董事會的監(jiān)督職能，提高董事會監(jiān)督效果，降低經理管理防御程度，從而有助于降低企業(yè)管理費用率。

經理層持股比例(X11)與經理管理防御程度(MEI)呈負相關關系，且在10%顯著性水平下通過系數的顯著性檢驗，假設11通過顯著性檢驗。檢驗結果說明：經理層持股有利于強化股東與管理層之間的利益共享和風險共擔機制，從而激勵經理人努力工作，為企業(yè)創(chuàng)造更大的價值，減少利益侵占行為，表現出的結果是降低企業(yè)管理費用率。

考察因變量與控制變量之間的關系。結果也顯示公司規(guī)模(Lnsize)、盈利能力(Profit)、成長性(Growth)和資產負債率(Lev)與公司管理費用率顯著負相關，這些控制變量值的增加，有利于降低公司管理費用率，減弱經理管理防御程度。

2.不同產權性質下企業(yè)控制權配置特征對經理管理防御影響的差異性分析

依據前面的理論分析，控制權配置特征對經理管理防御程度的影響可能依產權性質的不同而存在差異，提出假設12。為檢驗不同產權性質對經理管理防御程度的影響，采用均值T檢驗、中位數Wilcoxon秩和檢驗對經理管理防御程度進行單因素分析。按產權性質對樣本進行分組，當公司的控股股東為國有企業(yè)時State取值為1，當公司的控股股東為非國有企業(yè)時State取值為0。其中有3535個國有企業(yè)的樣本點，有4004個非國有企業(yè)的樣本點。表6為不同產權性質下經理管理防御程度的單因素分析結果，包含T檢驗和Wilcoxon秩和檢驗。

表6 不同產權性質下經理管理防御程度的單因素分析

表7 實際控制人控制度特征變量與經理管理防御程度回歸結果(國有樣本)

表8 實際控制人控制度特征變量與經理管理防御程度回歸結果(非國有樣本)

由表6知，國有企業(yè)中經理管理防御程度的均值和中值分別是0.151和0.119，均低于非國有企業(yè)中對應的均值0.191和中值0.146，均值和中值說明國有企業(yè)中經理管理防御程度低于非國有企業(yè)。又從經理管理防御的單因素分析結果可知，國有企業(yè)樣本與非國有企業(yè)樣本組的組間差額-0.004，T檢驗在5%水平下顯著，中位數差為-0.002，Wilcoxon秩和檢驗在5%水平下顯著。上述結果說明，國有企業(yè)中經理管理防御程度顯著低于非國有企業(yè)經理管理防御程度。

為了檢驗產權性質對控制權配置特征與經理管理防御程度關系的調節(jié)作用，首先按照控股股東類型將總樣本劃分為國企樣本和非國企樣本，具體的分析過程如下。

為探究不同產權性質下，實際控制人控制度特征變量與經理管理防御之間的相關關系是否存在差異，回歸過程依次將實際控制人控制度單個特征變量與經理管理防御程度進行回歸，最后將所有控制度特征變量和控制變量一起與經理管理防御程度進行回歸，得到的回歸結果如表7和表8所示。

表7為國有上市公司分樣本回歸結果，由表7中單個解釋變量的回歸結果可以看出，在國有上市公司中實際控制人控制權、現金權、委派董事比例、經理是否由實際控制人委派的特征變量與經理管理防御程度顯著負相關。表7中最后一列是包含控制度所有特征變量的回歸結果，結果顯示委派董事比例、是否由實際控制人委派的特征變量與經理管理防御程度顯著負相關，但實際控制人控制權、現金權與經理管理防御程度負相關，但沒有通過顯著性檢驗。分析其原因，可能是實際控制人的控制權與現金權這兩個變量的線性相關程度較強(相關系數為0.795)，導致實際控制人控制權(X1)和現金權(X2)的系數沒有通過系數的顯著性檢驗。

表8為非國有上市公司分樣本回歸結果，由表8中單個解釋變量的回歸結果可以看出，在非國有上市公司中，實際控制人控制權、現金權、委派董事比例、經理是否由實際控制人委派的特征變量與經理管理防御程度顯著負相關。表8中最后一列是包含控制度所有特征變量的回歸結果，結果顯示委派董事比例、是否由實際控制人委派的特征變量與經理管理防御程度顯著負相關，但實際控制人控制權、現金權與經理管理防御程度負相關，但沒有通過顯著性檢驗。分析其原因，可能是實際控制人的控制權與現金權這兩個變量的線性相關程度較強(此時相關系數為0.803)，說明在非國有企業(yè)中，實際控制人的所有權和現金流權分離程度小，實際控制人具有較大的控制權，導致將兩個變量放在同一個模型中參數的T檢驗不顯著，致使實際控制人控制權(X1)和現金權(X2)的系數沒有通過系數的顯著性檢驗。

表9 實際控制人制衡度特征變量與經理管理防御程度的回歸結果(國有樣本)

在包含所有控制度特征變量的回歸結果中，在國有企業(yè)和非國有企業(yè)中，實際控制人所有權和現金流權由于存在多重共線性，導致其系數沒有通過變量的顯著性檢驗。雖然實際控制人委派董事比例與經理管理防御程度均顯著負相關，但在非國有企業(yè)中負相關顯著強于在國有企業(yè)中的負相關(兩者均值差異檢驗的t值為-2.267)。這可能是因為：與國有企業(yè)相比，非國有企業(yè)實際控制人委派董事現象更普遍，實際控制人為了自身資產的安全和掌控控制權，會爭取委派更多的自己人擔任公司董事，實際控制人和委派的董事形成一致行動人，提高了董事會的治理效率，減少了經理人代理問題，表現出的結果是降低企業(yè)管理費用率。經理人是否由實際控制人委派與經理管理防御程度均顯著負相關，但在非國有企業(yè)中負相關顯著強于在國有企業(yè)中的負相關(兩者均值差異檢驗的t值為-1.352)。這可能是在非國有企業(yè)中，實際控制人委派經理人現象更普遍。

綜上所述，在國有企業(yè)與非國有企業(yè)中，實際控制人的所有權、現金流權、委派董事比例、經理人是否由實際控制人委派對經理管理防御程度的影響存在顯著的差異，從而驗證了實際控制人控制度特征變量對經理管理防御程度的影響受到產權性質的調節(jié)。

再探究不同產權性質下，實際控制人制衡度特征變量與經理管理防御之間的相關關系是否存在差異，回歸過程依次將實際控制人制衡度單個特征變量與經理管理防御程度進行回歸，最后將所有制衡度特征變量和控制變量一起與經理管理防御程度進行回歸，得到的回歸結果如表9和表10所示。

表9為國有上市公司分樣本回歸結果，由表9中單個解釋變量的回歸結果可以看出，在國有上市公司中，經理人兩職分離(X8)與經理管理防御程度之間呈負相關關系，但系數沒有通過顯著性檢驗。董事會成員持股比例(X10)和經理層持股比例(X11)與經理管理防御程度之間呈負相關關系，其系數沒有通過顯著性檢驗。實際控制人制衡度的其他特征變量與經理管理防御程度之間的關系顯著成立，與全樣本回歸的結果基本是一致的，且通過參數的顯著性檢驗。表9中最后一列是包含制衡度所有特征變量的回歸結果，結果顯示經理人兩職分離(X8)、董事會成員持股比例(X10)和經理層持股比例(X11)系數沒有通過T檢驗，這個結果與單變量的回歸結果一致。可能的原因是國有企業(yè)中董事和高管人員持股比例較低，具有一定的激勵效應，但激勵效應不明顯，對經理管理防御的治理效應不明顯。

表10 實際控制人制衡度特征變量與經理管理防御程度的回歸結果(非國有樣本)

表10為非國有上市公司分樣本回歸結果，由表10中單個解釋變量的回歸結果可以看出，在非國有上市公司中，實際控制人制衡度的所有特征變量與經理管理防御程度之間的關系顯著相關，與全樣本回歸的結果基本是一致的。表10中最后一列是包含制衡度所有特征變量的回歸結果，結果顯示經理人兩職分離(X8)與經理管理防御程度之間呈正相關關系，但系數沒有通過T檢驗，可能原因是在非國有企業(yè)中董事長兼任總經理比較常見，導致其對經理管理防御程度的影響不顯著。董事會持股比例(X10)、經理層持股比例(X11)與經理管理防御程度之間呈負向的相關關系，但相關關系不顯著，可能的原因有兩點，一是在非國有企業(yè)中，董事會成員持股比例與經理層持股比例線性相關程度較強(兩者之間的相關系數為0.721)，存在互相替代效應，導致其回歸系數沒有通過顯著性檢驗；也可能是非國有企業(yè)中大股東與高管高度重合，董事持股和經理層持股較常見，沒有發(fā)揮其激勵作用，表現出來的結果是對管理費用率影響不顯著，即對經理管理防御的治理效應不明顯。

綜上所述，由于產權性質的不同，國有上市公司和非國有上市公司實際控制人控制度與制衡度的特征變量對經理管理防御程度的影響均存在顯著的差異，從而驗證了假設12，表明控制權配置的特征變量對經理管理防御程度的影響受到產權性質的調節(jié)作用。

3.穩(wěn)健性檢驗

為了檢驗前面實證結論的可靠性，還做了以下穩(wěn)健性檢驗工作。

首先，改變管理防御程度的度量方法。關于經理管理防御程度的度量是一個難點，文中從經理對公司的利益侵占度來衡量經理管理防御程度。若借鑒李秉祥等(2013)[19]經理管理防御指數的研究成果，從經理的個人因素、公司內部治理因素和外部市場環(huán)境因素三個維度選取指標,采用層次分析法構建經理管理防御指數，重新度量經理管理防御水平，這樣會導致解釋變量與被解釋變量之間的多重共線性等問題，所以本文沒有采用經理管理防御指數的方法，而是從管理者代理成本的角度，用替代變量的方法度量經理管理防御。

資產周轉率指標代表公司的資產運作效率，反映管理者偷懶或機會主義行為而使得企業(yè)經營效率下降。常將總資產周轉率作為代理效率的觀測變量，若資產周轉率越低，認為經理管理防御程度越強，也嘗試用資產周轉率作為經理管理防御程度的替代變量,將資產周轉率減去行業(yè)中位數表示由于管理者偷懶或不作為導致的企業(yè)經營效率低下，利用調整過的資產周轉率重新回歸以上模型，結果對本文主要結論沒有影響。

其次，解決內生性問題。上面實證分析結果表明實際控制人控制度與制衡度的特征變量與經理管理防御程度之間的相關關系，也可以解釋為管理防御強的經理人可能干涉實際控制人的制衡情況，選擇有利于自身職位穩(wěn)定的治理機制,如減少機構投資者持股比例。為了克服控制權配置特征變量與經理管理防御程度之間的內生性問題，本文采用面板固定效應模型來緩解內生性問題。

通過Hausman檢驗后再利用面板固定效應對模型(1)和模型(2)進行了檢驗?？紤]到自變量董事會持股比例、經理層持股比例這兩個變量對經理管理防御影響的滯后效應，采用滯后一期的數據。

經過上述變量處理和面板固定效應模型法，本文實證結論沒有發(fā)生實質性變化，通過穩(wěn)健性檢驗。

五、結論

本文在企業(yè)控制權理論、經理管理防御理論、公司治理理論等相融合的統一分析框架下，深入探討企業(yè)控制權配置特征變量對經理管理防御程度的影響。研究發(fā)現：實際控制人控制權、現金流權和委派董事比例越大，實際控制人的監(jiān)督效應占主導，經理管理防御程度越弱；股權制衡度、機構投資者持股比例、兩職分離、獨立董事比例、董事會和經理層持股比例越高，制衡度的特征變量發(fā)揮制衡作用，經理管理防御程度越弱；第二大股東持股比例越高經理管理防御程度越強。通過實證檢驗產權性質對兩者關系的調節(jié)作用，發(fā)現在不同產權性質下企業(yè)控制權配置的特征變量對經理管理防御的影響存在差異性。

本文研究結論對優(yōu)化企業(yè)控制權配置和減少經理管理防御行為具有重要的啟示。對投資者而言，企業(yè)控制權配置是決定企業(yè)內部組織效率和公司治理效率的前置因素，直接影響實際控制人對經理層的監(jiān)督，也影響經理層的決策行為。為減少經理管理防御行為，應重點考慮企業(yè)控制權配置，從實際控制人控制度和制衡度兩個維度，考慮其特征變量與經理管理防御程度的關系，通過調整企業(yè)控制權配置中的控制度與制衡度的特征變量，以達到控制權對經理人激勵和約束的雙重效應，減少經理管理防御行為，以提高公司資源配置效率。