翁健英

【摘要】以我國上市公司的海外董事數(shù)據(jù)為基礎，研究聘用海外董事對公司過度投資的影響。研究結果顯示，聘用海外董事可以顯著抑制過度投資，且董事會中海外董事的比例越高，過度投資程度越低。進一步研究表明，在高制度環(huán)境的子樣本中，聘用海外董事可以顯著抑制過度投資，董事會中海外董事的比例與過度投資顯著負相關；但在低制度環(huán)境的子樣本中，海外董事與過度投資不存在顯著的相關關系。由此可得出以下結論：海外董事在一定程度上抑制了企業(yè)的過度投資，且制度環(huán)境為上述抑制效應提供了重要的制度基礎。

【關鍵詞】海外董事；過度投資；制度環(huán)境；公司價值

【中圖分類號】F276【文獻標識碼】A【文章編號】1004-0994（2019）23-0061-10

【基金項目】國家自然科學基金重大項目（項目編號：71790602）；教育部人文社會科學基地重大項目（項目編號：16JJD790032）；國家自然科學基金面上項目（項目編號：71572162）

一、引言

在經(jīng)濟全球化浪潮的推動下，我國經(jīng)濟呈現(xiàn)出越來越開放的發(fā)展態(tài)勢，公司董事會的構成也日益國際化。學者們開始關注海外董事對專業(yè)化管理和公司治理的影響。已有研究指出，海外董事能夠帶來先進的公司治理經(jīng)驗，從而促進公司價值提升[1-4]。然而，也有文獻研究表明，海外董事由于不熟悉他國的制度背景，同時受到文化差異的影響，其監(jiān)督和決策的職能受到限制[5]?？梢?，探討我國海外董事對公司治理的影響意義重大。

基于我國特殊的制度背景，本文旨在分析海外董事對上市公司投資決策的影響。一般認為，我國資本市場制度尚不完善，引進具有海外背景的董事對完善公司治理（特別是國有企業(yè)的公司治理）大有裨益[2]。我國經(jīng)濟的開放程度尚低于發(fā)達國家，大多數(shù)企業(yè)仍處于國際化的初級階段[6]，引入海外董事可加快企業(yè)的國際化步伐。此外，制度和文化上的差異導致已有研究結論難以直接應用于我國這一典型的新興市場[2，4]?？紤]到我國目前投資驅動型經(jīng)濟的特點[7，8]，探討海外董事對上市公司決策的影響具有重要的現(xiàn)實意義和理論價值。

本文選取2004～2012年我國A股上市公司作為研究對象，實證檢驗了海外董事如何影響公司的過度投資行為，并按照市場化程度進行了分組檢驗。實證結果表明，海外董事顯著地抑制了公司的過度投資，市場化程度則可以強化海外董事對過度投資的抑制效應。

本文的理論貢獻如下：①基于我國制度背景研究了海外董事對公司過度投資的影響，發(fā)現(xiàn)聘用海外董事能夠顯著地抑制公司過度投資，有助于提升公司的投資效率。②研究發(fā)現(xiàn)市場化程度對海外董事抑制公司過度投資產(chǎn)生了強化作用，說明完善的正式制度對海外董事運用先進的管理經(jīng)驗和改善公司治理功能產(chǎn)生了重要影響。③已有文獻發(fā)現(xiàn)在正式制度較為完善的環(huán)境中，海外董事僅是公司進軍海外市場的重要手段，而且對公司業(yè)績和治理產(chǎn)生了顯著的負向作用[5]。然而，本文研究發(fā)現(xiàn)，在正式制度相對較弱的新興市場國家中，海外董事提升了公司治理效率，這一發(fā)現(xiàn)進一步拓展了在新興市場中聘用海外董事的經(jīng)濟后果研究[2]。④已有文獻對海外董事在公司治理中發(fā)揮的作用存在爭議[1，3-5]，且很少關注海外董事在我國公司治理中所發(fā)揮的作用，本文為海外董事對公司治理產(chǎn)生的正面影響提供了經(jīng)驗證據(jù)。

二、文獻綜述和研究假設

（一）海外董事對公司價值的影響

已有文獻關于海外董事對公司價值的影響形成了兩種截然不同的觀點：

一種觀點認為，海外董事的“人才流入效應”提升了公司價值[1-4]。持這一觀點的學者認為海外董事具有的國際視野有助于拓展公司的海外業(yè)務，海外董事能夠為公司在海外董事的母國開展業(yè)務提供富有針對性和建設性的專業(yè)意見。此外，伴隨海外董事而來的國際先進的管理技能和經(jīng)驗能夠提升董事會的管理能力和監(jiān)督效果。

另一種觀點則認為，海外董事帶來的“信息不對稱效應”和“文化制度差異效應”降低了公司價值[5]。該觀點認為，地域、語言等方面的差異造成海外董事在履行管理和監(jiān)督職能上存在嚴重的信息不對稱問題，同時文化和制度的異質性也制約了海外董事的管理職能，這大大削弱了海外董事在公司治理和決策咨詢中所發(fā)揮的作用。

綜合上述兩種觀點，本文認為已有文獻研究結論不一致的主要原因在于相關研究所討論的制度背景不同[9]：①在發(fā)達國家，董事會的治理水平和管理技能普遍較高，引進海外董事的主要目的在于借助海外董事對特定市場的智力優(yōu)勢開拓海外市場[5]。然而，海外董事有可能來自公司治理相對薄弱的海外市場，與本國董事相比，其在管理技能和治理理念上并沒有明顯的優(yōu)勢，但是隨之而來的信息不對稱和文化制度差異等問題則會對企業(yè)造成嚴重的負面影響[9]。在這一種情境下，表現(xiàn)出海外董事弱化了公司治理。②在新興市場國家中，正式制度不完善以及投資者保護乏力等現(xiàn)狀造成公司治理嚴重滯后于經(jīng)濟發(fā)展。海外董事普遍具有廣闊的國際化視野且能夠適應國際化的管理理念，其相比本國董事具有強化董事會決策能力和監(jiān)督職能的優(yōu)勢[2]。此外，海外董事能夠幫助企業(yè)拓展國際化業(yè)務、掌握成熟的市場規(guī)律、參與國際市場競爭等[2]。因此，在這一種情境下，聘用海外董事所帶來的收益遠遠高于損失，進而反映出海外董事提升公司價值的效應[4，9]。

（二）海外董事與過度投資

隨著改革開放的深化，我國逐步確立了市場的主體地位。然而，在這一改革過程中，公司的營運管理仍然缺乏科學方法的引導以及先進公司治理理念的規(guī)范[8，10]。市場通過價格和競爭來分配資源的“無形之手”受到了嚴重的束縛。官員晉升的錦標賽模式以及金字塔式的權力結構使得各級官員過度追求經(jīng)濟增長以攫取資本[11，12]，進而加劇了宏觀經(jīng)濟過熱問題，導致資源錯配現(xiàn)象嚴重，傳導至微觀層面則誘發(fā)了公司的過度投資行為[7，8，13]。

為了提升公司管理水平和公司治理能力，我國各級政府陸續(xù)出臺人才引進政策鼓勵企業(yè)吸收海外人才[2]。與此同時，投資者也希望聘請具有海外經(jīng)驗的管理人員協(xié)助企業(yè)學習國際市場的先進管理經(jīng)驗和公司治理理念。引進海外董事是公司治理機構國際化的一條重要渠道。董事在公司投資決策中發(fā)揮著關鍵作用，他們既負責監(jiān)督經(jīng)營者履行受托責任的情況，又肩負著提供決策咨詢服務的重要使命，因此本文預測海外董事對公司投資決策會產(chǎn)生正面影響，海外董事能夠有效地抑制公司的過度投資。本文做出上述預測，主要是基于以下幾點原因：

第一，海外董事了解和熟悉市場經(jīng)濟的運行方式和規(guī)則，普遍熟練掌握科學的管理工具。傳授先進的管理知識和實踐經(jīng)驗是海外董事在我國公司中承擔的一項特殊職能[2]。因此，聘用海外董事的公司更可能在科學分析的基礎上做出投資決策，從而減少由于盲目投資和管理不善誘發(fā)的過度投資行為。

第二，海外董事往往具有更廣闊的國際視野，有能力進一步推動公司的國際化進程。由于海外董事熟悉母國的情況，因此能夠為公司在該國或地區(qū)開展業(yè)務提供富有建設性的意見，在海外董事的協(xié)助下公司將擁有更多的投資機會[2]。

第三，我國企業(yè)的海外董事往往具有先進的公司治理理念以及受托責任觀念，他們有能力且愿意推廣先進的公司治理機制，從而強化了董事會的監(jiān)督職能[2]，緩解了管理者與所有者之間的代理沖突，進而減少了由于代理沖突誘發(fā)的過度投資行為。

第四，受金字塔式的權力結構以及官員晉升的錦標賽模式的影響[11，12]，地方政府不斷通過投資拉動當?shù)谿DP增長來獲取政治資本，分解到微觀領域就體現(xiàn)為政府投資和行政權力干預共同誘發(fā)的企業(yè)過度投資行為，這一現(xiàn)象在國有企業(yè)中表現(xiàn)得更為顯著[7，8]。國內(nèi)董事受到文化和制度的影響很可能與政府存在千絲萬縷的聯(lián)系，因而難以避免政府通過關系紐帶干預公司決策。相比之下，海外董事的特殊地位決定了其天然地與政府的聯(lián)系相對薄弱，其決策的目的更有可能是經(jīng)濟利益的最大化，因此，海外董事有助于減少政府干預[2]，進而抑制為達成非經(jīng)濟目標的過度投資行為。

第五，國際經(jīng)理人市場較為發(fā)達，公司決策往往會影響其人力資本的長期價值，而我國經(jīng)理人市場的發(fā)展嚴重滯后[14，15]，因此，市場化的人力資本定價促使海外董事在做出投資決策時更加關注經(jīng)濟效益，進而抑制公司的過度投資行為。

全面理解海外董事對過度投資的抑制作用仍然存在一個亟待解答的問題：海外董事的信息不對稱效應和文化制度差異效應對投資決策產(chǎn)生的負面影響是否會超過人才流入效應所產(chǎn)生的正面影響，從而導致海外董事與過度投資之間存在正相關關系？本文認為，我國海外董事對投資決策的消極影響遠遠小于其所帶來的積極影響，原因如下：第一，我國作為最大的新興市場國家，正式制度的建設仍然薄弱，投資者保護乏力，在投資活動中企業(yè)的治理效果較差，抑制過度投資的首要問題仍然是提升董事會的治理功能[8，10]。第二，我國企業(yè)的管理者在先進的管理經(jīng)驗和方法方面尚有所欠缺，導致決策過程存在較多的隨意性，因此提升管理水平是現(xiàn)階段我國企業(yè)需要改進的重要方面[2]。第三，我國官員晉升的錦標賽模式以及政府在資源分配中發(fā)揮的重要作用，決定了官員具有通過投資推動經(jīng)濟增長賺取晉升資本的強烈動機[11，12]，反映在微觀層面就是行政權力干預誘發(fā)企業(yè)的過度投資行為[7，8，13]。然而，海外董事的特殊地位決定了其受到行政干預的影響較小[2]，從而能夠有效地降低行政權力干預的影響。第四，我國一直秉承開放的態(tài)度，在制度建設上積極向西方發(fā)達國家學習（例如公司治理機制吸取美國和德國的優(yōu)點、會計準則的制定逐步實現(xiàn)國際化趨同等），從而在一定程度上緩解了海外董事的文化制度差異效應產(chǎn)生的負面影響[2]。基于上述分析，本文提出假設1：

H1：限定其他條件，聘用海外董事可以顯著抑制公司過度投資，并且海外董事的比重越高，公司過度投資越低。

（三）制度環(huán)境與海外董事

正式制度的完善程度是決定公司治理效果的關鍵因素[16]，制度因素會對海外董事所帶來的經(jīng)營管理的強化效應產(chǎn)生重要影響。制度環(huán)境越公開透明，公司治理機制越能有效地發(fā)揮監(jiān)督功能，經(jīng)營管理的目標也越趨近于股東價值最大化[17，18]。

本文預測制度環(huán)境對海外董事在投資決策中的積極作用產(chǎn)生了強化效應，原因如下：

第一，制度環(huán)境是管理的基礎，制度越完善，利益相關者對公司治理和管理經(jīng)驗越重視[19]，所以海外董事帶來的先進管理方法和公司治理理念產(chǎn)生的影響越大。

第二，除正式制度外，社會制度還包括大量的非正式制度（如關系等），正式制度越不健全，非正式制度就越能對公司投資決策產(chǎn)生重大影響[20]。而海外董事由于地域、制度以及文化上的差異難以駕馭這些非正式制度，勢必削弱海外董事在公司治理和管理上的積極作用[5]。因此，正式制度越不完善，海外董事形成的人才流入效應的影響越弱，從而制約了其在抑制過度投資方面作用的發(fā)揮。

第三，在制度建設不健全的環(huán)境中，由于缺乏與先進管理方法和公司治理理念相匹配的制度基礎，即使高度重視海外董事帶來的人才流入效應，但最終也很可能造成海外董事的“水土不服”，制約其管理功效的發(fā)揮。

第四，由于正式制度建設不健全，容易造成海外董事的信息不對稱效應被放大，由此產(chǎn)生的負面影響削弱了人才流入效應產(chǎn)生的積極影響[9]。綜合上述分析，本文提出假設2：

H2：限定其他條件，在高制度環(huán)境中海外董事對公司過度投資產(chǎn)生的抑制作用強于在低制度環(huán)境中海外董事對公司過度投資產(chǎn)生的抑制作用。

三、研究設計

（一）過度投資的度量方法

參照Richardson[21]的投資模型，本文設定的投資預測模型如下：

其中，INEWt=（購建固定資產(chǎn)、長期資產(chǎn)支付的現(xiàn)金+取得子公司及其他營業(yè)單位支付的現(xiàn)金凈額+研發(fā)支出-處置固定資產(chǎn)、無形資產(chǎn)和其他長期資產(chǎn)收回的現(xiàn)金凈額以及折舊和攤銷）÷期初總資產(chǎn)。V/Pt-1等于前一期的公司資產(chǎn)賬面價值除以資產(chǎn)的市場價值。LEVt-1表示期初的資產(chǎn)負債率。CASHt-1表示期初的現(xiàn)金及其等價物占資產(chǎn)的比重。AGEt-1表示公司的上市年限。SIZEt-1等于期初資產(chǎn)的自然對數(shù)。Stock Returnst-1等于上年度的公司股票的收益率。殘差IεNEW表示非預期投資OINV。

（二）海外董事與過度投資的模型設計

為驗證本文提出的兩個假設，構建回歸模型如下：

上式中被解釋變量OINV表示非預期投資（計算方法如前所述）。主要解釋變量FDD表示海外董事的虛擬變量，若董事會中有海外董事則為1，否則為0。海外董事的范圍包括：具有中國以外國籍的董事以及具有港、澳、臺身份的董事。FDR表示海外董事在董事會中所占的比例，等于海外董事數(shù)量除以董事會的規(guī)模。

控制變量如下：FIRST表示第一大股東的持股比例。MANGSHR表示公司高管的持股比例。PLU表示是否兩職合一，若董事長和總經(jīng)理由一人兼任則為1，否則為0。INDR表示獨立董事的比例。BOARDSIZE表示董事會規(guī)模，取董事會成員人數(shù)的自然對數(shù)。AUDITCOMITT表示董事會中是否設立審計委員會，若設立審計委員會則為1，否則為0。COMPENSATION表示董事會中是否設立薪酬委員會，若已經(jīng)設立則為1，否則為0。STRATEGY表示董事會中是否設立了戰(zhàn)略委員會，若設立了戰(zhàn)略委員會則為1，否則為0。NOM表示董事會中是否設立了提名委員會，若設立了提名委員會則為1，否則為0。BIG4表示審計事師務所是否是“四大”，若審計師事務所是“四大”則為1，否則為0。INSSHR表示機構投資者的持股比例。ANALYST表示分析師關注，?。?+跟蹤的分析師人數(shù)）的自然對數(shù)。SIZE表示公司的規(guī)模，取資產(chǎn)的自然對數(shù)。LEV表示財務杠桿比率，等于負債除以資產(chǎn)。LOSS表示是否發(fā)生經(jīng)營虧損，若凈利潤小于零則為1，否則為0。FCF表示自由現(xiàn)金流，等于經(jīng)營活動現(xiàn)金流凈額減去折舊和攤銷以及預期的資本投資額除以平均總資產(chǎn)。 STATE表示產(chǎn)權性質，若最終控制人性質為國有則為1，否則為0。

（三）樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文選取2004～2012年A股上市公司作為初始樣本，并按如下步驟進行篩選：①剔除金融、保險或證券類公司觀測值；②剔除凈資產(chǎn)小于等于零的公司觀測值；③剔除上市年限不滿1年的觀測值；④剔除過度投資變量缺失的觀測值；⑤剔除海外董事和董事會數(shù)據(jù)缺失的觀測值；⑥剔除控制變量缺失的觀測值。最終獲得12332個觀測值。本文在公司和年度層面進行了Cluster調整，以此降低群聚效應對結論產(chǎn)生的影響[22]。

本文依據(jù)CSMAR數(shù)據(jù)庫提供的公司高管簡歷，手工收集了董事會是否存在海外董事以及海外董事的比例數(shù)據(jù)。公司治理結構數(shù)據(jù)以及財務報表數(shù)據(jù)來自CSMAR數(shù)據(jù)庫。本文對所有連續(xù)變量進行了1%和99%分位的Winsorize縮尾處理，以降低極端值對本文研究結論的影響。

四、實證分析

（一）描述性統(tǒng)計

表1報告了變量的描述性統(tǒng)計結果。被解釋變量OINV的均值為0.0000，標準差為0.0528。主要解釋變量FDD的均值為0.0551，表明大約5.51%的上市公司擁有海外董事。主要解釋變量FDR的均值為0.0097，表明平均來看我國上市公司董事會中海外董事所占比例約為0.97%?？刂谱兞康拿枋鲂越y(tǒng)計結果均在合理范圍內(nèi)。

（二）相關性分析

表2報告了被解釋變量與主要解釋變量的相關系數(shù)結果。

由表2可知，非預期投資OINV與海外董事的虛擬變量（FDD）在5%的水平上顯著負相關，非預期投資OINV與海外董事的比例變量（FDR）在10%的水平上顯著負相關。相關系數(shù)結果初步支持了假設1。

（三）多元回歸分析

1.海外董事與過度投資。表3報告了海外董事與過度投資的多元回歸結果，被解釋變量是非預期投資OINV，主要解釋變量分別是海外董事的虛擬變量FDD以及海外董事的比例變量FDR。如表3所示，第（1）列報告了OINV與FDD的OLS回歸結果，變量FDD的系數(shù)在1%的水平上顯著為負（系數(shù)為-0.0058，t值為-3.50）；第（2）列報告了OINV與FDR的多元回歸結果，變量FDR的系數(shù)在1%的水平上顯著為負（系數(shù)為-0.0213，t值為-2.73）。多元回歸結果表明，海外董事與過度投資存在顯著的負相關關系，海外董事抑制了企業(yè)的過度投資，從而支持了假設1。

表3中控制變量回歸系數(shù)顯著的如下：第一大股東持股比例FIRST與過度投資分別在10%的水平上顯著負相關，表明控股股東的持股比例越高，對管理者的監(jiān)督力度越大，公司發(fā)生過度投資的概率越少。是否“四大”審計BIG4的系數(shù)分別在10%或5%水平上顯著為負，表明高質量的審計形成了較強的外部監(jiān)督力量，與過度投資之間存在顯著的負相關關系。變量ANALYST的系數(shù)在1%的水平上顯著為正，說明分析師關注與過度投資存在顯著的正相關關系。財務杠桿LEV與過度投資在1%的水平上顯著正相關。變量LOSS的系數(shù)在1%的水平上顯著為負，表明經(jīng)營虧損公司的過度投資顯著更少。自由現(xiàn)金流FCF與過度投資在1%的水平上顯著正相關，與Richardson[21]、杜興強等[8]的研究結果一致，符合過度投資的自由現(xiàn)金流假說的預期。

2.制度環(huán)境與海外董事。按照樊綱等[23]提供的各省市場化指數(shù)將樣本劃分為高制度環(huán)境組和低制度環(huán)境組，其中高于市場化指數(shù)均值為高制度環(huán)境組，低于市場化指數(shù)均值為低制度環(huán)境組，表4報告了分組回歸的結果。如表4所示，第（1）和（2）列的解釋變量為虛擬變量FDD。第（1）列報告了高制度環(huán)境組的回歸結果，變量FDD的系數(shù)在1%的水平上顯著為負（系數(shù)為-0.0087，t為-4.90），表明在高制度環(huán)境中，董事會中具有海外董事的公司過度投資顯著更低。第（2）列報告了低制度環(huán)境組的回歸結果，變量FDD的系數(shù)為負但不顯著，表明在低制度環(huán)境組中，海外董事與公司的過度投資不存在顯著的相關關系。

表4第（3）和（4）列的解釋變量是董事會中海外董事的比例FDR。第（3）列報告了高制度環(huán)境組的回歸結果，變量FDR的系數(shù)在1%水平上顯著為負（系數(shù)為-0.0354，t為-3.78），表明在高制度環(huán)境中，董事會中海外董事的比例與過度投資之間存在顯著的負相關關系。第（4）列報告了低制度環(huán)境組的回歸結果，變量FDR的系數(shù)不顯著，表明在低制度環(huán)境組中，董事會中海外董事的比例與過度投資之間不存在顯著的相關關系。

上述結果表明，我國制度環(huán)境越好，海外董事對過度投資的抑制作用越顯著。控制變量的結果與表3的結果基本保持一致。

五、穩(wěn)健性測試

（一）過度投資的穩(wěn)健性測試

1.將投資除以銷售收入計算的非預期投資作為因變量。重復上述研究，回歸結果（限于文章篇幅，未在文中報告）與表3、表4結果保持一致，進一步支持了假設1和假設2。

2.將投資除以期初資產(chǎn)計算的預期投資殘差采用截尾處理，用于度量過度投資。按照投資模型計算獲得殘差IεNEW。若殘差值大于零，則因變量OINV_censored等于IεNEW；若殘差值小于等于零，則因變量OINV_censored等于零[8，24，25]。重復上述研究，多元回歸結果與表3、表4保持一致，進一步支持了本文假設1和假設2。

3.將分行業(yè)和年度回歸投資預測模型計算的非預期投資作為因變量。分行業(yè)和年度回歸投資預測模型計算的非預期投資作為因變量的回歸結果，與上文保持一致。

（二）海外董事的穩(wěn)健性測試

進一步擴大海外董事的定義范圍，將移民海外的華人董事納入海外董事的范疇，即廣義海外董事包括非中國國籍的董事、移民海外的華人董事、港澳臺的董事。重復上述研究，研究結果與前文保持一致（限于文章篇幅，未在文中報告）。

（三）遺漏變量與內(nèi)生性問題

1.固定效應回歸。為降低遺漏變量對研究結論的影響，本文采用公司和年度固定效應回歸模型重復上文研究，實證結果與上文保持一致。

2.傾向得分配對控制內(nèi)生性。為控制潛在的內(nèi)生性問題，本文采用傾向得分配對方法選取配對樣本[26]，計算傾向得分的模型如下所示，回歸結果如表5所示。

其中，TOBINQ表示公司的投資機會，等于公司市值除以賬面資產(chǎn)價值。R&D表示公司的研發(fā)強度，等于公司的研發(fā)支出占銷售收入的比重。RISK表示公司風險，等于一個年度內(nèi)公司股票周收益的標準差。CROSS表示公司是否交叉上市，若公司在B股或H股上市則為1，否則為0。其他變量與正文定義一致。

表6報告了傾向得分配對樣本的多元回歸結果，結果與前文保持一致，表明控制內(nèi)生性后本文結論保持不變，進一步驗證了假設1和假設2。

（四）其他穩(wěn)健性測試

1.考慮海外董事的信息不對稱效應對研究結論的影響。本文按照海外董事所屬國家和地區(qū)與中國的時區(qū)差異設置變量：①變量TIMEIN為虛擬變量，與中國在同一時區(qū)為1，否則為0；②變量TIMEOUT為虛擬變量，與中國不在同一個時區(qū)為1，否則為0；③變量TIMEIN_RATIO表示所屬國家或地區(qū)與中國在同一時區(qū)的海外董事在董事會中的比例；④變量TIMEOUT_RATIO表示所屬國家或地區(qū)與中國不在同一時區(qū)的海外董事在董事會中的比例。表7報告了回歸結果，第（1）和（2）列中，變量TIMEIN和TIMEIN_RATIO的系數(shù)分別在1%的水平上顯著為正，而變量TIMEOUT和TIMEOUT_ RATIO的系數(shù)均不顯著，上述結果表明由于距離導致的信息不對稱效應對海外董事的作用產(chǎn)生了一定影響，但控制距離差異后結果仍然保持不變，支持了假設1。進一步按制度環(huán)境進行分組，實證結果與上文一致，支持了假設2。

2.考慮到海外董事所屬國家或地區(qū)投資者保護力度對研究結論的影響。本文按照世界銀行提供的各國或地區(qū)的投資者保護指數(shù)[27]區(qū)分高于以及低于中國投資者保護指數(shù)的國家或地區(qū)。STRONG為虛擬變量，海外董事來自投資者保護指數(shù)高于中國的國家或地區(qū)為1，否則為0。WEAK為虛擬變量，海外董事來自投資者保護指數(shù)低于中國的國家或地區(qū)為1，否則為0。STRONG_RATIO表示來自投資者保護指數(shù)高于中國的國家或地區(qū)的海外董事的比例。WEAK_RATIO表示來自投資者保護指數(shù)低于中國的國家或地區(qū)的海外董事的比例。表8報告了多元回歸結果，第（1）和（2）列中，變量STRONG的系數(shù)和STRONG_RATIO的系數(shù)分別在1%的水平上顯著為正，而變量WEAK和WEAK_RATIO與過度投資之間不存在顯著的相關關系，表明海外董事所屬的國家或地區(qū)的制度文化影響了其抑制過度投資的作用，來自制度建設較健全的國家或地區(qū)的海外董事能顯著地抑制過度投資，在控制制度差異后，研究結論保持不變。進一步區(qū)分高低制度環(huán)境，實證結果與前文一致，支持了假設2。

六、研究結論及展望

本文研究了海外董事對公司投資決策產(chǎn)生的影響，認為聘用海外董事能夠有效地引入先進的管理經(jīng)驗以及公司治理理念[2，9]，從而提升公司的投資決策效率，進而抑制公司的過度投資。本文手工收集了2004 ～ 2012年我國上市公司董事會中海外董事的數(shù)據(jù)，并按照Richardson[21]的方法計算了公司的過度投資。研究結果顯示，董事會中有海外董事的公司過度投資顯著更低，并且海外董事的比例越高，公司的過度投資顯著越低。進一步研究發(fā)現(xiàn)，按公司注冊地的市場化程度分組，高制度環(huán)境組中海外董事的虛擬變量以及比例變量均與過度投資存在顯著的負相關關系；而低制度環(huán)境組中，海外董事與過度投資之間不存在顯著的關系。上述結果在經(jīng)過多種穩(wěn)健性測試以及控制內(nèi)生性后仍然保持不變。可見，海外董事形成了人才流入效應并強化了董事會的監(jiān)督治理和決策參謀職能，有助于提高我國企業(yè)的投資決策效率。聘用海外董事不僅是拓展海外市場的有效途徑，而且還能成為引進先進的管理經(jīng)驗和公司治理理念的有效手段，為海外董事在我國資本市場中發(fā)揮積極作用提供了經(jīng)驗證據(jù)。

當然，本文也存在一些不足，未來研究可從以下幾方面展開：第一，本文研究未考慮董事的海外留學背景對投資決策的影響，未來可以進一步拓展研究范圍。第二，本文采用預期投資模型的殘差度量了公司的過度投資，因此對模型的預測能力要求較高，受到投資決策復雜性和不確定性的影響，可能導致本文的過度投資度量不夠精確。第三，本文的樣本區(qū)間僅限于2004～2012年，未來研究可進一步拓展樣本區(qū)間以獲得更穩(wěn)健的研究結論。第四，本文的研究對象為我國上市公司，而董事會中海外董事在非上市公司（特別是非上市的民營企業(yè)）中的影響有待實證檢驗，未來可以開展對非上市公司引入海外董事的經(jīng)濟后果的研究。

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作者單位：廈門海洋職業(yè)技術學院，廈門361012