韋 華

一、引言

近年來，在經(jīng)濟全球化日益加深以及國際競爭日趨激烈的情況下，我國與外部世界的經(jīng)濟關(guān)系愈趨復(fù)雜。隨著我國國際經(jīng)濟地位的提高，我國的經(jīng)濟主權(quán)也面臨越來越多的國際干擾，國外跨國公司對我國經(jīng)濟安全的影響日益明顯。與發(fā)達國家相比，我國在整體技術(shù)實力和品牌領(lǐng)域處于弱勢地位，發(fā)達國家更多地利用技術(shù)壁壘和品牌戰(zhàn)略抑制我國的經(jīng)濟發(fā)展（湯湘希，2010）。改革開放以來，由于貿(mào)易壁壘的逐步取消，大量外企進入我國，并在汽車、啤酒、碳酸飲料、管理咨詢等行業(yè)中超常規(guī)發(fā)展，在實現(xiàn)外資和合資品牌迅速普及的同時，某些民族品牌則歸于消亡（汪海粟、吳祺，2013），這不僅影響了我國的經(jīng)濟自主權(quán)，還使得我國品牌在實現(xiàn)國際化發(fā)展的道路上阻礙重重。從世界各國GDP排名來看，2010年開始我國的GDP就已經(jīng)超過日本成為全球第二大經(jīng)濟體，同時，我國的制造業(yè)產(chǎn)值也超過美國，位居世界第一。但在全球品牌顧問公司Interbrand評出的2016年全球最具價值品牌100強中，中國企業(yè)無一上榜。因此，有必要通過加強自主品牌建設(shè)來打造我國企業(yè)國際競爭力，維護和提升我國經(jīng)濟安全。在這一背景下，面對我國企業(yè)缺乏優(yōu)秀自主品牌的問題，本文將從會計學(xué)視角，從品牌投入的角度出發(fā)，對企業(yè)自主品牌的培育活動進行研究，以期對企業(yè)自主品牌的培育和發(fā)展形成更為清晰全面的認(rèn)識，并提供指導(dǎo)。

二、理論分析與假設(shè)提出

（一）實際控制人控制權(quán)與品牌投入關(guān)系

由委托代理理論可知，經(jīng)營權(quán)與所有權(quán)的分離為企業(yè)的經(jīng)營發(fā)展帶來了兩類代理問題：在股權(quán)分散的情況下，股東（委托人）與管理者（代理人）之間的第一類代理問題，以及集中的股權(quán)結(jié)構(gòu)下，控股股東（代理人）與中小股東（委托人）之間的第二類代理問題。20世紀(jì)80年代后，眾多學(xué)者發(fā)現(xiàn)，集中的股權(quán)結(jié)構(gòu)在世界范圍內(nèi)更具普遍性（Shleifer and Vishny，1986；Morck and Yeung，1991；La Porta et al.，1999），在這一背景下，企業(yè)中大小股東之間的利益沖突（第二類代理問題）成為主要矛盾。

在過去的研究中，控股股東被認(rèn)為具有雙向效應(yīng)。一方面，集中的股權(quán)結(jié)構(gòu)賦予了控股股東過多的企業(yè)控制權(quán)，而由于控股股東與其他外部投資者的目標(biāo)函數(shù)不完全一致，在缺乏法律與制度監(jiān)管的情況下，控股股東往往傾向于謀求盡可能大的私人收益，從而產(chǎn)生“侵占效應(yīng)”（Entrenchment Effect）。La Porta et al.（1999）發(fā)現(xiàn)，控股股東集中的股權(quán)容易造成其隨意挪用、掏空上市公司資源來謀求私利的行為。而另一方面，集中的股權(quán)結(jié)構(gòu)使得控股股東有較強的積極性去監(jiān)督管理者，解決了“搭便車”問題，有利于緩解管理者與外部股東之間的委托代理沖突，提升公司價值，從而產(chǎn)生“激勵效應(yīng)”（Incentive Effect）。Fan and Wong（2002）發(fā)現(xiàn)，當(dāng)控股股東持有的股份比例非常大時，其自身的利益與企業(yè)利益會逐步趨同（Alignment Effect）。這種情況下，控股股東的“隧道行為”（Tunneling Behavior）會減少。因此對于集中的股權(quán)結(jié)構(gòu)而言，控股股東作為重要的治理力量存在“激勵”與“侵占”雙重效應(yīng)的制衡。

La Porta et al.（1999）發(fā)現(xiàn)在股權(quán)集中的背景下，上市公司經(jīng)營管理的最終決策者不是直接控股的大股東，而是大股東背后的實際控制人，因此，控股股東本質(zhì)上是代替實際控制人行使控制權(quán)，因此激勵與侵占雙重效應(yīng)其實是由實際控制人帶來的。在此背景下，本文認(rèn)為，由于實際控制人壕溝防御效應(yīng)（侵占效應(yīng)）與利益趨同效應(yīng)（激勵效應(yīng)）的交替作用，我國上市公司實際控制人控制權(quán)與品牌投入存在著先下降后上升的“U 型”關(guān)系。由此提出如下假設(shè)：

假設(shè)一：實際控制人的控制權(quán)與企業(yè)的品牌投入呈U型關(guān)系。

（二）實際控制人現(xiàn)金流權(quán)與品牌投入關(guān)系

Claessens et al.（2000）研究了東亞九個國家和地區(qū)中上市公司的所有權(quán)和控制權(quán)的分離情況，發(fā)現(xiàn)實際控制人往往通過金字塔結(jié)構(gòu)和交叉持股的方式，使其對控制鏈底端公司的控制權(quán)（投票權(quán)）超過了他們的現(xiàn)金流權(quán)（所有權(quán)）。

根據(jù)企業(yè)控制權(quán)理論，企業(yè)的剩余控制權(quán)（控制權(quán)）應(yīng)當(dāng)與剩余索取權(quán)（現(xiàn)金流權(quán)）相匹配，這樣才能實現(xiàn)效率最大化。如果兩者不匹配，即擁有剩余控制權(quán)的人無法得到剩余索取權(quán)，那么他就不用承擔(dān)公司的經(jīng)營風(fēng)險，也不可能有積極性為公司做出好的決策（張維迎，1996）。而實際控制人以較低的現(xiàn)金流投入來獲取較高控制權(quán)比例的行為，使其所需承擔(dān)的經(jīng)濟責(zé)任和義務(wù)遠(yuǎn)低于實際控制股東在上市公司中的經(jīng)營管理決策權(quán)力和資金調(diào)配運作等控制力，從而激發(fā)實際控制股東謀取控制權(quán)私利和侵占中小股東利益的沖動（第二類代理問題），而企業(yè)投資活動便是其獲取控制權(quán)私有收益的重要來源。

表1 變量定義表

表2 各變量描述性統(tǒng)計表

表3 實際控制人控制權(quán)與品牌投入（廣告）的回歸結(jié)果

在既定的控制權(quán)水平下，實際控制人現(xiàn)金流權(quán)越高，企業(yè)的剩余控制權(quán)（控制權(quán)）與剩余索取權(quán)（現(xiàn)金流權(quán)）就越匹配，實際控制人的利益趨同效應(yīng)就越明顯，利益侵占動機就越弱，那么其提升企業(yè)競爭能力的動機就越大，進行品牌投入的意愿就越大。由此提出如下假設(shè)：

假設(shè)二：既定的控制權(quán)水平下，實際控制人的現(xiàn)金流權(quán)與企業(yè)品牌投入水平呈正相關(guān)關(guān)系。

（三）實際控制人兩權(quán)分離程度與品牌投入關(guān)系

與上述推理過程類似，在既定的控制權(quán)水平下，實際控制人的兩權(quán)分離程度越小，企業(yè)的剩余控制權(quán)（控制權(quán)）與剩余索取權(quán)（現(xiàn)金流權(quán)）就越匹配，實際控制人的利益趨同效應(yīng)就越明顯，利益侵占動機就越弱，那么其提升企業(yè)競爭能力的動機就越大，進行品牌投入的意愿就越大。而當(dāng)兩權(quán)分離程度較大，即當(dāng)實際控制人的控制權(quán)遠(yuǎn)高于現(xiàn)金流權(quán)時，實際控制人從公司分紅所得到的收益遠(yuǎn)遠(yuǎn)小于通過對公司進行利益侵占所獲取的收益，此時掏空收益遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于掏空成本，壕溝防御效應(yīng)（侵占效應(yīng)）顯現(xiàn)。由此提出如下假設(shè)：

假設(shè)三：既定的控制權(quán)水平下，實際控制人的兩權(quán)分離度與企業(yè)品牌投入水平呈負(fù)相關(guān)關(guān)系。

假設(shè)四：既定的控制權(quán)水平下，實際控制人兩權(quán)分離度低的企業(yè)比兩權(quán)分離度高的企業(yè)傾向于更多的品牌投入。

三、研究設(shè)計

（一）數(shù)據(jù)來源與樣本選擇

表4 實際控制人現(xiàn)金流權(quán)與品牌投入（廣告）的回歸結(jié)果

表5 實際控制人兩權(quán)分離度（DEV1）與品牌投入（廣告）的回歸結(jié)果

本文以深圳及上海證券交易所的上市公司為研究對象，選取2008～2018年間的企業(yè)數(shù)據(jù)作為研究樣本進行分析。其中品牌投入的數(shù)據(jù)（包括廣告支出和R&D支出）均通過查閱各公司年報手工收集整理，實際控制人控制權(quán)及現(xiàn)金流權(quán)信息來源于國泰安數(shù)據(jù)庫（CSMAR），其他財務(wù)數(shù)據(jù)來源于萬得（WIND）數(shù)據(jù)庫。本文的數(shù)據(jù)篩選及處理原則如下：

（1）剔除部分?jǐn)?shù)據(jù)缺失的樣本；（2）剔除金融行業(yè)樣本、剔除ST和PT類公司樣本；（3）剔除控制權(quán)小于現(xiàn)金流權(quán)的樣本。如前文所述，大多數(shù)情況下，兩權(quán)分離時實際控制人的控制權(quán)會超過其相應(yīng)的現(xiàn)金流權(quán)，故本文不考慮控制權(quán)小于現(xiàn)金流權(quán)的情況。（4）剔除實際控制人控制權(quán)不足10%的樣本。如在前文概念界定中所述，本文將采用10%的有效控制權(quán)作為標(biāo)準(zhǔn)，對實際控制人控制權(quán)不足10%的上市公司樣本進行剔除。（5）將樣本按照實際控制人的性質(zhì)分為國有和非國有兩組，若實際控制人為政府及相關(guān)機構(gòu)，則為國有組，否則為非國有組。眾多學(xué)者研究發(fā)現(xiàn)，不同企業(yè)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的差異會帶來研發(fā)投入（品牌投入）水平的不同（Jeffers，2004；武?；ǎ?012；梅波，2013），因此本文將樣本分組回歸，以便更加直觀呈現(xiàn)國有和非國有兩個樣本組之間的差異。分組后，對兩個組均按照5%和95%分位剔除異常值，以消除極端數(shù)據(jù)對研究的影響。

通過以上篩選和處理操作之后，共得到3963個有效樣本數(shù)據(jù)，其中國有組包含2588個樣本，非國有組含1375個樣本。本文使用統(tǒng)計分析軟件STATA12.0對數(shù)據(jù)進行分析和處理。

（二）變量定義

1.被解釋變量

本文從品牌投入的角度來驗證實際控制人對企業(yè)品牌培育活動的影響。如前文概念界定中所述，廣告投入和研發(fā)投入是品牌投入的兩個最主要因素，因此本文采用廣告費和R&D投入來衡量品牌投入的力度，用BIad和BIrd表示。鑒于過去已有較多文獻對R&D投入進行研究，故本文主回歸中只利用廣告投入BIad作為品牌投入的代理變量，而R&D投入將放在穩(wěn)健性檢驗中對主回歸結(jié)論進行驗證。

2.解釋變量

為了驗證前文中的四個假設(shè)，本文采用控制權(quán)、現(xiàn)金流權(quán)及兩權(quán)分離度三個代理變量作為解釋變量。其中控制權(quán)（CR）表示各有效控制鏈上最小持股比例之和，現(xiàn)金流權(quán)（CFR）表示有效控制鏈上各層級控股股東持股比例的乘積之和。兩權(quán)分離度的代理變量則分為兩權(quán)分離度連續(xù)變量（DEV）和兩權(quán)分離度虛擬變量（SEP），以對不同的假設(shè)進行驗證，而這兩種代理變量又因為兩權(quán)分離度計算方法的不同（控制權(quán)與現(xiàn)金流權(quán)之比CR/ CFR，以及控制權(quán)與現(xiàn)金流權(quán)之差CR-CFR）而各自細(xì)分為DEV1和DEV2，以及SEP1和SEP2，其中，DEV1和SEP1在主回歸中使用，而在穩(wěn)健性檢驗中使用DEV2（代替DEV1）和SEP2（代替SEP1）。

表6 實際控制人兩權(quán)分離度（SEP1）與品牌投入（廣告）的回歸結(jié)果

表7 實際控制人控制權(quán)與品牌投入（研發(fā)）的回歸結(jié)果

3.控制變量

根據(jù)Cohenand Levin（1989）、賈雷（2006）可知，股權(quán)集中度對企業(yè)研發(fā)投入有影響，因此本文采用“赫芬達爾”指數(shù)（HERFINDAL）來對其進行衡量。除此之外，企業(yè)規(guī)模（SIZE）、資產(chǎn)負(fù)債率（LEV）、自由現(xiàn)金流（FCF）、企業(yè)成長性（GROWTH）、企業(yè)年齡（AGE）以及年度（Year）和行業(yè)（Industry）等均對企業(yè)研發(fā)投入有影響。本文認(rèn)為，廣告投入與研發(fā)投入具有相似性質(zhì)，因此可采用相同的控制變量。各變量具體含義見表1。

（三）模型設(shè)定

基于上述理論分析，為了驗證實際控制人的控制權(quán)與企業(yè)品牌投入的“U型”關(guān)系（H1），構(gòu)建如下多元回歸模型，對國有和非國有組分別進行回歸檢驗：

對于假設(shè)二，本文構(gòu)建了回歸模型2來檢驗實際控制人現(xiàn)金流權(quán)與品牌投入的關(guān)系（H2），并使用回歸方程3及4來驗證兩權(quán)分離程度與品牌投入的關(guān)系（H3、H4）。

四、實證檢驗與結(jié)果分析

（一）描述性統(tǒng)計及分析

從表2對各變量的描述性統(tǒng)計中可以發(fā)現(xiàn)，國有企業(yè)樣本中品牌投入BIad的平均值為15.7860，略高于非國有企業(yè)樣本的15.4732，而國企樣本中品牌投入的最大值和最小值也均高于非國企樣本的相應(yīng)統(tǒng)計值，說明國有企業(yè)樣本的品牌投入水平與非國有企業(yè)樣本相比略高。與品牌投入類似，國有企業(yè)樣本中控制權(quán)CR以及現(xiàn)金流權(quán)CFR的平均值均高于非國企樣本，比非國企樣本的相應(yīng)統(tǒng)計值分別高出9.13%和11.82%，二者的最大值和最小值也都呈現(xiàn)較高水平。在兩權(quán)分離度方面，無論是從連續(xù)變量DEV1還是虛擬變量SEP1來看，國企樣本兩權(quán)分離度的平均水平低于非國企樣本，再結(jié)合國企樣本較高的品牌投入水平來看，兩權(quán)分離度與品牌投入水平之間已呈現(xiàn)出負(fù)向的關(guān)系，但這一結(jié)論是否成立還有待進一步檢驗。

國企樣本中企業(yè)規(guī)模SIZE的平均值為22.05，高于非國企樣本的21.48，說明國企樣本中的企業(yè)具有較高的規(guī)模水平，而非國企的規(guī)模則相對較小，這與我國不同性質(zhì)企業(yè)各自的特征現(xiàn)狀是相符的。從資產(chǎn)負(fù)債率LEV來看，國企樣本中資產(chǎn)負(fù)債的平均水平較高，達到了54.07%，而非國企樣本中資產(chǎn)負(fù)債率的平均值為51.33%，表明國企樣本中的企業(yè)具有更強的債權(quán)融資能力，這可能跟我國企業(yè)的債權(quán)融資方式有關(guān)，目前銀行貸款仍是債權(quán)融資的主要方式，而在現(xiàn)有的銀行貸款政策下，銀行資金大部分都流向國有、大中型企業(yè)，民營和中小企業(yè)借入資金則比較難。國企樣本自由現(xiàn)金流FCF的平均值為-7.77，大幅低于非國企樣本的-1.56，盡管兩組企業(yè)都呈現(xiàn)出自由現(xiàn)金流短缺的局面，但國企相比而言更為嚴(yán)重，這可能源于政府干預(yù)導(dǎo)致的國有企業(yè)的過度投資行為。國企樣本和非國企樣本的股權(quán)集中度HERFINDAL均值分別為0.18和0.12，二者相差0.06，國企表現(xiàn)出更為集中的股權(quán)結(jié)構(gòu)，這與我國企業(yè)股權(quán)結(jié)構(gòu)的普遍情況一致，國企中往往存在“一股獨大”的現(xiàn)象，導(dǎo)致國有企業(yè)的股權(quán)集中度更高。在成長機會GROWTH和企業(yè)年齡AGE方面，兩個樣本組的平均值差異不大，成長率均在16%左右，企業(yè)年齡均在5.4年左右。

（二）實際控制人控制權(quán)與品牌投入的回歸分析

表3的結(jié)果顯示，國有樣本回歸方程的F值檢驗結(jié)果為31.93，在1%水平下顯著，說明該組的回歸方程中各解釋變量對被解釋變量的聯(lián)合作用是顯著的，被解釋變量與解釋變量之間的相關(guān)關(guān)系在總體上也顯著成立。可決系數(shù)R2用于衡量回歸模型對樣本觀測值的擬合程度，其值為0.215，表示回歸模型對被解釋變量的總體解釋程度是21.5%。控制權(quán)平方項（CR_CR）的回歸系數(shù)為-0.0006，，并且在1%水平下顯著，說明實際控制人控制權(quán)（CR）與品牌投入（BIad）之間呈“倒U型”關(guān)系；控制權(quán)（CR）的回歸系數(shù)為0.0506，且在1%水平下顯著，說明“倒U型”關(guān)系的對稱軸不為零，結(jié)合控制權(quán)平方項（CR_CR）的回歸系數(shù)-0.0006計算可得，“倒U型”關(guān)系的對稱軸為39.02%，即當(dāng)控制權(quán)大于零時，品牌投入（BIad）與控制權(quán)（CR）之間并不是單調(diào)的負(fù)向關(guān)系，而是呈現(xiàn)正相關(guān)與負(fù)相關(guān)并存的多樣相關(guān)關(guān)系。當(dāng)0

非國有樣本組的回歸結(jié)果中，F(xiàn)值為15.53，回歸方程在1%顯著性水平下成立?？蓻Q系數(shù)R2為0.2105，各解釋變量對被解釋變量的總體解釋程度是21.05%。與國有樣本的回歸結(jié)果不同，非國有樣本中控制權(quán)平方項（CR_CR）的回歸系數(shù)為0.0009，大于零并在5%水平下顯著，這說明非國有樣本中實際控制人的控制權(quán)（CR）與品牌投入（BIad）之間呈正向的“U型”關(guān)系?？刂茩?quán)（CR）的回歸系數(shù)為-0.0556，且在5%水平下顯著，說明“U型”關(guān)系的對稱軸不為零，結(jié)合控制權(quán)平方項（CR_CR）的回歸系數(shù)0.0009計算可得，“U型”關(guān)系的對稱軸為31.26%，即當(dāng)控制權(quán)大于零時，品牌投入（BIad）會隨著控制權(quán)（CR）水平的提升呈現(xiàn)出先下降后上升的“U型”變化。當(dāng)0

綜合來看，實際控制人控制權(quán)與品牌投入之間的“U型”關(guān)系在國企樣本組和非國企樣本組中均存在，但只有非國企樣本的結(jié)果是與前文假設(shè)一致的，呈現(xiàn)先下降后上升的正向“U型”，而國企樣本呈現(xiàn)的則是先正相關(guān)后負(fù)相關(guān)的“倒U型”關(guān)系。對于國企和非國企樣本間的這一差異，本文認(rèn)為，該差異與我國特有的產(chǎn)權(quán)制度背景有關(guān)。國家作為國企的終極所有者，實際上是一個虛擬的產(chǎn)權(quán)主體，其對企業(yè)的控制作用是通過政府或國有資產(chǎn)管理公司實現(xiàn)的，而后者又要通過向國企委派管理者來完成控制鏈的搭建，由此導(dǎo)致了國企中所有權(quán)與經(jīng)營權(quán)相分離（代理問題）以及“所有者缺位”的現(xiàn)象。因此總體上看，國企中實際控制人控制權(quán)與品牌投入之間呈“倒U型”關(guān)系。而在非國企中，由于不存在“所有者缺位”的問題，控股股東與中小股東之間的利益沖突仍為主要矛盾（第二類代理問題），因此在壕溝防御效應(yīng)（侵占效應(yīng)）與利益趨同效應(yīng)（激勵效應(yīng)）的先后作用下，非國企中實際控制人控制權(quán)與品牌投入之間呈正向“U型”關(guān)系。

（三）實際控制人現(xiàn)金流權(quán)與品牌投入的回歸分析

由于在之前對兩個樣本組的相關(guān)性分析中，控制權(quán)（CR）與現(xiàn)金流權(quán)（CFR）的相關(guān)系數(shù)均呈現(xiàn)較高水平，為了避免多重共線性問題可能帶來的影響，本文在接下來的三個模型中將采用代表控制權(quán)高低的控制權(quán)水平（CRdum）啞變量來代替控制權(quán)連續(xù)變量（CR）。當(dāng)控制權(quán)CR高于模型一中“U型”關(guān)系的對稱軸取值時（國企為39.02%，非國企為31.26%），令CRdum=1，代表實際控制人的控制權(quán)處于較高水平，當(dāng)CR低于“U型”關(guān)系的對稱軸取值時，令CRdum=0，代表實際控制人的控制權(quán)處于較低水平。

表4的結(jié)果顯示，國有樣本回歸方程的F值檢驗結(jié)果為33.97，在1%水平下顯著，表示回歸模型顯著成立。可決系數(shù)R2=0.2256，說明回歸模型對被解釋變量的總體解釋程度為22.56%。現(xiàn)金流權(quán)（CFR）的回歸系數(shù)為0.0236，在1%水平下顯著，說明國有樣本中，品牌投入（BIad）與現(xiàn)金流權(quán)（CFR）顯著正相關(guān)，實際控制人的現(xiàn)金流權(quán)越高，利益趨同效應(yīng)就越明顯，其越傾向于進行品牌投入，這與前文所提假設(shè)具有一致性。控制權(quán)水平（CRdum）的回歸系數(shù)不顯著，這可能跟控制權(quán)（CR）與品牌投入（BIad）之間的非線性關(guān)系有關(guān)。

非國有樣本組的回歸結(jié)果中，F(xiàn)值為19.209，回歸方程在1%顯著性水平下成立?？蓻Q系數(shù)R2為0.2381，即各解釋變量對被解釋變量的總體解釋程度是23.81%。與國有樣本的回歸結(jié)果相同，現(xiàn)金流權(quán)（CFR）對品牌投入（BIad）也呈現(xiàn)出正向促進作用，其回歸系數(shù)為0.0398，在1%水平下顯著，再次驗證了前文假設(shè)。在控制變量方面，不論是國企樣本還是非國企樣本，各變量回歸系數(shù)的方向以及顯著性均與模型一的回歸結(jié)果相同，在各樣本組中具有一致性。

（四）實際控制人兩權(quán)分離程度與品牌投入的回歸分析

表5的結(jié)果顯示，國有樣本回歸方程的F值檢驗結(jié)果為31.75，在1%水平下顯著，表示回歸模型顯著成立?？蓻Q系數(shù)R2=0.2140，說明回歸模型對被解釋變量的總體解釋程度為21.4%。兩權(quán)分離度（DEV1）的回歸系數(shù)為-0.1029，在1%水平下顯著，說明國有樣本中，品牌投入（BIad）與兩權(quán)分離度（DEV1）顯著負(fù)相關(guān)，實際控制人的兩權(quán)分離程度越高，利益侵占效應(yīng)就越明顯，企業(yè)品牌投入就越少，這與前文所提假設(shè)具有一致性。

非國有樣本組的回歸結(jié)果中，F(xiàn)值為18.6495，回歸方程在1%顯著性水平下成立?？蓻Q系數(shù)R2為0.2328，即各解釋變量對被解釋變量的總體解釋程度是23.28%。與國有樣本的回歸結(jié)果相同，兩權(quán)分離度（DEV1）對品牌投入（BIad）也呈現(xiàn)出負(fù)向抑制作用，其回歸系數(shù)為-0.2314，在1%水平下顯著，再次驗證了前文假設(shè)。

在控制變量方面，不論是國企樣本還是非國企樣本，各變量回歸系數(shù)的方向以及顯著性均與模型一的回歸結(jié)果相同，在各樣本組中具有一致性。

表6的結(jié)果顯示，國有樣本回歸方程在1%水平下顯著，表示回歸模型顯著成立。且說明國有樣本中，品牌投入（BIad）與兩權(quán)分離度（SEP1）顯著負(fù)相關(guān)，實際控制人的兩權(quán)分離程度越高，利益侵占效應(yīng)就越明顯，企業(yè)品牌投入就越少，這與前文所提假設(shè)具有一致性。

非國有樣本組的回歸結(jié)果中，回歸方程在1%顯著性水平下成立。與國有樣本的回歸結(jié)果相同，兩權(quán)分離度（SEP1）對品牌投入（BIad）也呈現(xiàn)出負(fù)向抑制作用，其回歸系數(shù)為-0.4856，在1%水平下顯著，再次驗證了前文假設(shè)。在控制變量方面，不論是國企樣本還是非國企樣本，各變量回歸系數(shù)的方向以及顯著性均與模型一的回歸結(jié)果相差不大。

（五）穩(wěn)健性檢驗

為使研究結(jié)論更具有說服力，本文使用企業(yè)研發(fā)投入BIrd作為品牌投入的代理變量，以兩權(quán)分離度DEV2代替DEV1，SEP1代替SEP2進行穩(wěn)健性檢驗。

表7的結(jié)果顯示，國有樣本中實際控制人的控制權(quán)（CR）與品牌投入（BIrd）之間呈“倒U型”關(guān)系，實際控制人的控制權(quán)對品牌投入具有先促進后抑制的影響，驗證了主回歸中的結(jié)論，且對稱軸為38.01%，與主回歸中的39.02%非常接近。非國有樣本組的回歸結(jié)果中，非國有樣本中實際控制人的控制權(quán)（CR）與品牌投入（BIrd）之間呈正向的“U型”關(guān)系，實際控制人的控制權(quán)對品牌投入具有先抑制后促進的影響，驗證了主回歸中的結(jié)論。該“U型”關(guān)系的對稱軸為37.17%，稍高于主回歸中的31.26%。

實際控制人現(xiàn)金流權(quán)（CFR）與兩權(quán)分離度（BIrd）之間正相關(guān)關(guān)系的穩(wěn)健性回歸結(jié)果顯示，國有樣本中，品牌投入（BIrd）與現(xiàn)金流權(quán)（CFR）顯著正相關(guān)，實際控制人的現(xiàn)金流權(quán)越高，利益趨同效應(yīng)就越明顯，其越傾向于進行品牌投入，這與主回歸中的結(jié)論具有一致性。非國有樣本組的回歸結(jié)果中，與國有樣本的回歸結(jié)果相同，非國有樣本組中現(xiàn)金流權(quán)（CFR）對品牌投入（BIrd）也呈現(xiàn)出正向促進作用，在1%水平下顯著，再次驗證了主回歸中的結(jié)論。

實際控制人兩權(quán)分離度連續(xù)變量（DEV2）以及兩權(quán)分離度啞變量（SEP2）與品牌投入（BIrd）之間負(fù)相關(guān)關(guān)系的穩(wěn)健性回歸結(jié)果顯示，國有樣本中，品牌投入（BIrd）與兩權(quán)分離度（DEV2、SEP2）顯著負(fù)相關(guān)，實際控制人的兩權(quán)分離程度越高，利益侵占效應(yīng)就越明顯，企業(yè)品牌投入就越少，這與主回歸中的結(jié)論具有一致性。非國有樣本組的回歸結(jié)果顯示，與國有樣本的回歸結(jié)果相同，非國有樣本組中兩權(quán)分離度（DEV2、SEP2）對品牌投入（BIad）也呈現(xiàn)出負(fù)向抑制作用，主回歸中的結(jié)論再次得到了驗證。

綜合來看，穩(wěn)健性檢驗的結(jié)論與主回歸中的完全一致，四個模型均通過了穩(wěn)健性檢驗。

五、研究結(jié)論與政策建議

本文以2008～2018年我國深圳及上海證券交易所的上市公司作為研究對象，探討了企業(yè)實際控制人對品牌投入的影響。通過研究，本文得出如下主要結(jié)論：

1. 國有企業(yè)中，實際控制人控制權(quán)與品牌投入之間呈“倒U型”關(guān)系，“倒U 型”關(guān)系的臨界點為39.02%，即當(dāng)控制權(quán)水平介于0～39.02%之間時，實際控制人主要表現(xiàn)出利益趨同效應(yīng)（激勵效應(yīng)），控制權(quán)水平越高，其進行品牌投入以提升企業(yè)價值的意愿就越強，利益趨同效應(yīng)就越明顯，企業(yè)品牌投入也越多；而當(dāng)控制權(quán)超過39.02%達到較高水平時，實際控制人的“隧道行為”增加，壕溝防御效應(yīng)（侵占效應(yīng)）顯現(xiàn)，控制權(quán)越高，其將資金用于品牌投入的意愿就越低，并且更傾向于以侵占中小股東利益的方式謀取控制權(quán)私利，企業(yè)品牌投入就會隨著控制權(quán)水平的升高而下降。

2. 非國有樣本中，實際控制人的控制權(quán)與品牌投入之間呈正向的“U型”關(guān)系， “U型”關(guān)系的對稱軸為31.26%，即當(dāng)控制權(quán)水平介于0～31.26%之間時，實際控制人主要表現(xiàn)出壕溝防御效應(yīng)（侵占效應(yīng)），控制權(quán)愈高，其進行品牌建設(shè)投資的意愿就愈低，并可能出現(xiàn)侵占中小股東利益的行為，品牌投入與控制權(quán)之間呈現(xiàn)顯著負(fù)向相關(guān)關(guān)系；當(dāng)控制權(quán)水平高于31.26%時，實際控制人進行品牌投入的意愿漸強，利益趨同效應(yīng)（激勵效應(yīng)）占主導(dǎo)，企業(yè)品牌投入會隨著控制權(quán)水平的升高而增加。

3. 對于國企和非國企樣本間實際控制人控制權(quán)與品牌投入關(guān)系的差異（國企樣本呈現(xiàn)的是先正相關(guān)后負(fù)相關(guān)的“倒U型”關(guān)系，非國企呈現(xiàn)先下降后上升的正向“U型”），本文認(rèn)為該差異與我國特有的產(chǎn)權(quán)制度背景有關(guān)。國企樣本在兩權(quán)分離（所有權(quán)與經(jīng)營權(quán)分離）以及“所有者缺位”的背景下，國企管理者可能獲得過多的管理層權(quán)力，成為企業(yè)的“內(nèi)部控制人”，并有機會利用其職位及信息方面的優(yōu)勢和決策權(quán)力來獲取控制權(quán)收益，最終導(dǎo)致對股東利益的侵害。因此總體上看，國企中實際控制人控制權(quán)與品牌投入之間呈“倒U型”關(guān)系。而在非國企中，由于不存在“所有者缺位”的問題，控股股東與中小股東之間的利益沖突仍為主要矛盾（第二類代理問題），因此在壕溝防御效應(yīng)（侵占效應(yīng)）與利益趨同效應(yīng)（激勵效應(yīng)）的先后作用下，非國企中實際控制人控制權(quán)與品牌投入之間呈正向“U型”關(guān)系。

4. 不論是國有樣本還是非國有樣本中，企業(yè)品牌投入與實際控制人的現(xiàn)金流權(quán)顯著正相關(guān)，與兩權(quán)分離度顯著負(fù)相關(guān)。實際控制人的現(xiàn)金流權(quán)越高，利益趨同效應(yīng)就越明顯，其越傾向于進行品牌投入，而實際控制人的兩權(quán)分離程度越高，利益侵占效應(yīng)就越明顯，企業(yè)品牌投入就越少。

5. 不論是國有樣本還是非國有樣本中，企業(yè)規(guī)模與品牌投入有顯著的正相關(guān)關(guān)系。研究結(jié)果表明，大公司相對于中小企業(yè)更有能力和意愿進行品牌投入，這與品牌建設(shè)需要大量的資金和人力支持并伴隨著極大的不確定性密切相關(guān)，與中小企業(yè)相比，大公司具有雄厚的資金資本和人才智力資本來支持企業(yè)的品牌發(fā)展，此結(jié)論與實際情形完全相符，同時也驗證了熊彼特（Schumpeter）假說的正確性。

根據(jù)以上結(jié)論，本文提出以下建議：第一，在國有企業(yè)中引進戰(zhàn)略投資者，優(yōu)化股權(quán)結(jié)構(gòu)，對國企高管產(chǎn)生制衡效應(yīng)，同時拓寬國企高管激勵渠道，建立完善薪酬激勵體系。第二，在非國有企業(yè)中，充分完善及發(fā)揮企業(yè)內(nèi)外治理機制的作用，加強中小投資者權(quán)益保護力度，并重點治理兩權(quán)分離程度較高的企業(yè)。第三，加大國家政策扶持力度，引導(dǎo)民營和中小企業(yè)積極培育優(yōu)良自主品牌，促進中小企業(yè)品牌建設(shè)投入。