石大林　侯兵　孫晨童

摘 要：以上交所和深交所2002～2009年上市公司為樣本，運(yùn)用動態(tài)面板的System GMM估計(jì)方法，同時(shí)考慮三種內(nèi)生性，以動態(tài)性的視角研究公司治理機(jī)制與公司非效率投資跨時(shí)期的相互作用，得到以下結(jié)論：不僅當(dāng)期公司治理機(jī)制對當(dāng)期公司非效率投資有顯著的影響，而且前期公司治理機(jī)制對當(dāng)期公司非效率投資也有顯著的影響，并且前期公司非效率投資對當(dāng)期公司治理機(jī)制有顯著的反饋效應(yīng)，公司治理機(jī)制與公司非效率投資間存在動態(tài)內(nèi)生性。此外，公司的監(jiān)督機(jī)制與激勵機(jī)制在抑制公司的非效率投資方面存在替代關(guān)系。

關(guān) 鍵 詞：公司治理機(jī)制；替代效應(yīng)；公司非效率投資；動態(tài)內(nèi)生性

中圖分類號：F270.7 文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A 文章編號：1006-3544（2014）03-0050-07

一、引言

投資是公司資源配置的一種重要方式，投資決策合理與否影響著公司的經(jīng)營風(fēng)險(xiǎn)及盈利水平，對公司的價(jià)值和長遠(yuǎn)發(fā)展至關(guān)重要。新古典公司投資理論認(rèn)為，公司投資應(yīng)該遵循凈現(xiàn)值法則，當(dāng)項(xiàng)目預(yù)期未來收益的現(xiàn)值大于建設(shè)項(xiàng)目所需的成本時(shí)，即當(dāng)凈現(xiàn)值大于零才進(jìn)行投資；當(dāng)凈現(xiàn)值小于零時(shí)就不投資，最優(yōu)的投資水平是投資的邊際收益剛好等于其邊際成本，它遵循邊際投資理論。然而，伴隨著公司的所有權(quán)和控制權(quán)分離， 代理問題也隨之而來。由于股東和管理層之間存在代理問題，管理層不以公司價(jià)值最大化為目標(biāo)， 而是出于其自身利益考慮，使公司進(jìn)行非效率投資，從而使非效率投資問題在公司普遍存在（Jensen和Meckling，1976 [1] ）。公司的非效率投資包括過度投資和投資不足，過度投資是指公司資源可能被投資于凈現(xiàn)值小于零的項(xiàng)目， 投資不足是指在公司擁有閑置資源的情況下， 仍然放棄凈現(xiàn)值大于零的項(xiàng)目。 公司的非效率投資不僅導(dǎo)致公司經(jīng)營績效的下降， 而且會損害公司的資本市場價(jià)值。方紅星和金玉娜（2013） [2] 認(rèn)為，公司治理機(jī)制可以緩解公司的代理問題，從而抑制公司的非效率投資行為。

Kim和Lu（2011） [3] 研究發(fā)現(xiàn)在公司的監(jiān)督機(jī)制和激勵機(jī)制間存在替代效應(yīng)， 而已有的關(guān)于公司治理機(jī)制與公司非效率投資的研究大多忽略了公司治理機(jī)制間的替代效應(yīng)。此外，在已有的研究中大多采用靜態(tài)的視角研究公司治理機(jī)制與公司非效率投資間的關(guān)系， 而且忽略了公司治理機(jī)制與公司非效率投資間的動態(tài)內(nèi)生性問題。而Wintoki等（2012）[4] 的研究表明公司金融領(lǐng)域存在動態(tài)內(nèi)生性問題。因此，本文在動態(tài)內(nèi)生性的框架下， 通過運(yùn)用動態(tài)面板的System GMM模型， 在研究中同時(shí)考慮了三種內(nèi)生性，并且考慮了公司治理機(jī)制間的替代效應(yīng)，以動態(tài)性的視角研究了公司治理機(jī)制與公司非效率投資間的關(guān)系。

二、研究設(shè)計(jì)

（一）假設(shè)條件

假設(shè)1：股權(quán)集中度與公司的非效率投資負(fù)相關(guān)。

假設(shè)2：獨(dú)立董事比例與公司的非效率投資負(fù)相關(guān)。

假設(shè)3：管理層持股比例與公司的非效率投資負(fù)相關(guān)。

假設(shè)4： 股權(quán)集中與管理層持股在抑制公司的非效率投資方面存在替代效應(yīng)。

假設(shè)5： 獨(dú)立董事與管理層持股在抑制公司的非效率投資方面存在替代效應(yīng)。

假設(shè)6： 前期公司非效率投資對當(dāng)期公司治理機(jī)制有反饋效應(yīng)。

假設(shè)7： 公司治理機(jī)制與公司非效率投資間存在動態(tài)內(nèi)生性。

（二）研究樣本

本文以2002～2009年在上交所和深交所上市的公司為樣本，所選的公司必須滿足以下條件：（1）目前必須處于正常上市狀態(tài)；（2） 非金融保險(xiǎn)行業(yè)的公司；（3） 樣本必須保證8年數(shù)據(jù)全部可得。經(jīng)過以上篩選，最終得到716家樣本公司，8年總共5728個觀測值。為了剔除異常值的影響，對變量用Winsorize方法在1%水平上進(jìn)行了極端值處理。 本文數(shù)據(jù)來源于國泰安數(shù)據(jù)庫和銳思數(shù)據(jù)庫，使用的軟件是Stata12.0和Eviews6.0。

（二）變量選擇與定義

1. 被解釋變量

Richardson（2006） [6] 基于自由現(xiàn)金流理論，構(gòu)建估計(jì)公司正常投資水平的模型， 將公司的新增投資分為由成長性、資本結(jié)構(gòu)、現(xiàn)金流、贏利能力、規(guī)模等因素決定的預(yù)期投資支出和非預(yù)期投資支出。通過該模型可以合理地推算出公司最優(yōu)的投資水平，用公司實(shí)際投資水平與模型預(yù)測值的差額來衡量公司的非效率投資程度。當(dāng)實(shí)際投資水平大于模型的預(yù)測值時(shí)，即存在過度投資行為；當(dāng)實(shí)際投資水平小于模型的預(yù)測值時(shí)，即存在投資不足行為。

借鑒Richardson（2006） [6] 、竇煒等（2011） [7] 、張兆國等（2013） [8] 的研究，用普通最小二乘法對模型（1）回歸。若模型（1）回歸的殘差大于0，則表示存在過度投資；若模型（1）回歸的殘差小于0，則表示存在投資不足。過度投資和投資不足都屬于非效率投資，因此，用模型（1）回歸的殘差的絕對值來衡量非效率投資（FInv）。

Invi，t=a0+a1Growthi，t-1+a2Levi，t-1+a3Cashi，t-1+

a4Agei，t-1+a5Sizei，t-1+a6Reti，t-1+a7Invi，t-1+

∑Industry+∑Year+ε （1）

在模型（1）中：Inv用來衡量公司的投資規(guī)模，即用于購建固定資產(chǎn)、 無形資產(chǎn)和其他長期資產(chǎn)所支付的現(xiàn)金總和減去處置固定資產(chǎn)、 無形資產(chǎn)和其他長期資產(chǎn)所收回的現(xiàn)金總和/總資產(chǎn)；Growth代表成長性指標(biāo)，用總資產(chǎn)增長率表示；Lev代表公司負(fù)債性指標(biāo)， 用資產(chǎn)負(fù)債率表示；Cash代表現(xiàn)金流指標(biāo)，用貨幣現(xiàn)金持有比率表示；Age代表公司成立時(shí)間，取自然對數(shù)；Size代表公司規(guī)模，用公司總資產(chǎn)的自然對數(shù)表示；Ret代表盈利性指標(biāo)，用總資產(chǎn)收益率來表示；∑Industry代表行業(yè)變量；∑Year表示時(shí)間變量；ε代表殘差。endprint

2. 解釋變量

股權(quán)集中度的衡量指標(biāo)有很多， 主要有CR指數(shù)（第一大股東持股比例、前五大股東持股比例、前十大股東持股比例）和H指數(shù)（第一大股東持股比例的平方、前五大股東持股比例的平方的和、前十大股東持股比例的平方的和），本文主要用第一大股東持股比例來衡量股權(quán)集中度。同時(shí)出于穩(wěn)健性考慮，本文還運(yùn)用主成分分析法通過以上6個衡量股權(quán)集中度的指標(biāo)獲得了衡量股權(quán)集中度的綜合指標(biāo)，選用了第1個主成分，累計(jì)貢獻(xiàn)率達(dá)到88.3%，可以解釋絕大部分原變量的信息。 獨(dú)立董事比例用獨(dú)立董事人數(shù)與董事人數(shù)比值來衡量。 管理層持股比例用管理層持股總數(shù)與公司股份總數(shù)的比值來衡量。 本文用股權(quán)集中度與管理層持股比例的交叉項(xiàng)、獨(dú)立董事比例與管理層持股比例的交叉項(xiàng)來表示他們之間的相互作用。

3. 控制變量

本文借鑒程新生等（2012）[9] 、 詹雷和王瑤瑤（2013） [10] 、方紅星和金玉娜（2013） [2] 的研究成果設(shè)置了以下變量：董事會規(guī)模、董事長與CEO兩職合一、國有股比例、流通股比例、市場化進(jìn)程、公司成立時(shí)間、公司盈利能力、公司的自由現(xiàn)金流比率、公司規(guī)模、公司成長能力、公司資產(chǎn)負(fù)債率、行業(yè)變量和時(shí)間變量。全部變量的設(shè)置情況如表1所示。

（三）模型設(shè)計(jì)

基于以上理論分析，建立了以下模型。其中，模型（2）用來研究當(dāng)期公司治理機(jī)制與當(dāng)期公司非效率投資間的關(guān)系；模型（3）用來研究前期公司治理機(jī)制與當(dāng)期公司非效率投資間的關(guān)系； 出于穩(wěn)健性考慮，本文同時(shí)用模型（4）和模型（5）來研究前期公司非效率投資對當(dāng)期公司治理機(jī)制的反饋效應(yīng)， 其中模型（4）沒有控制公司治理變量，而模型（5）則控制了公司治理變量。

Yit=α+KYit-1+βXit+γZit+Git+φWit+Hi+εit （2）

Yit=α+KYit-1+βXit-1+γZit-1+Git-1+φWit+Hi+εit （3）

Vit=α+KVit-1+βYit-1+ρLit-1+Git-1+φWit+Hi+εit （4）

Vit=α+KVit-1+βYit-1+ρMit-1+γZit-1+Git-1+φWit+Hi+εit （5）

其中，Y表示公司的非效率投資；X表示解釋變量；Z表示控制變量（不包括市場化進(jìn)程、公司成立時(shí)間、 行業(yè)虛擬變量和時(shí)間虛擬變量）；G表示市場化進(jìn)程和公司成立時(shí)間；W表示行業(yè)變量和時(shí)間變量；V表示股權(quán)集中度或獨(dú)立董事比例或管理層持股比例；L表示公司特征變量， 包括總資產(chǎn)收益率、公司總資產(chǎn)、公司的自由現(xiàn)金流比率、總資產(chǎn)增長率和資產(chǎn)負(fù)債率；M表示股權(quán)集中度、 獨(dú)立董事比例和管理層持股比例中的其中兩個變量；H表示公司不可觀測的異質(zhì)性。

通過前文的分析可知， 公司治理機(jī)制與公司的非效率投資間可能存在動態(tài)內(nèi)生性問題。在存在動態(tài)內(nèi)生性的情況下， 用普通最小二乘法和固定效應(yīng)模型來回歸模型都是不合適的（Flannery和Hankins，2012 [12] ），Wintok等（2012） [4] 認(rèn)為動態(tài)面板System GMM模型在估計(jì)動態(tài)面板模型時(shí)是更為有效的， 可以同時(shí)解決由不可觀測的異質(zhì)性引起的內(nèi)生性、 同期聯(lián)立內(nèi)生性和跨時(shí)期的動態(tài)內(nèi)生性這三種內(nèi)生性問題。因此，本文用動態(tài)面板System GMM模型來對模型回歸。

三、實(shí)證分析

（一）變量的描述性統(tǒng)計(jì)與相關(guān)性分析

從表2可以看到，公司非效率投資的最大值為0.819，最小值為0.001，均值為0.346，公司間在非效率投資方面有比較大的差異；第一大股東持股比例均值為39.5%，從第一大股東持股比例的均值來看， 樣本公司的股權(quán)還是比較集中的；獨(dú)立董事比例的均值為34.2%， 大多數(shù)樣本公司都符合證監(jiān)會關(guān)于獨(dú)立董事比例不得小于三分之一的規(guī)定；此外，通過變量均值的分年描述性統(tǒng)計(jì)發(fā)現(xiàn)，公司的非效率投資呈先上升后下降的趨勢，第一大股東持股比例呈下降趨勢，獨(dú)立董事比例和管理層持股比例都呈上升趨勢。另外，通過變量的Spearman兩兩相關(guān)性檢驗(yàn)，從變量間的兩兩相關(guān)系數(shù)發(fā)現(xiàn)，變量間并不存在多重共線性問題。

（二）當(dāng)期公司治理機(jī)制與當(dāng)期非效率投資

根據(jù)前面的分析，用模型（2）來研究當(dāng)期公司治理機(jī)制與當(dāng)期非效率投資間的關(guān)系，模型（2）的工具變量具體設(shè)置如下：（1） 差分方程：Yit-2，Yit-3，Xit-2，Xit-3，Zit-2，Zit-3，？駐Git，？駐Wit；（2） 水平方程：？駐Yit-1，？駐Xit-1，？駐Zit-1，Git，Wit。模型（2）的回歸結(jié)果如表3所示。

從模型（2）的回歸結(jié)果可以看到：股權(quán)集中度的系數(shù)為負(fù)，且是顯著的，與本文的預(yù)期一致，證明當(dāng)期股權(quán)集中度與當(dāng)期公司非效率投資間有顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系，這說明提高股權(quán)集中度有利于降低公司的非效率投資；獨(dú)立董事比例的系數(shù)為負(fù)，且是顯著的，與本文預(yù)期一致，證明當(dāng)期獨(dú)立董事比例與當(dāng)期的公司非效率投資有顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系，說明獨(dú)立董事在抑制公司的非效率投資方面發(fā)揮積極作用；管理層持股比例的系數(shù)也是顯著的，且符號也與我們的預(yù)期一致，證明當(dāng)期管理層持股比例與當(dāng)期公司的非效率投資間有顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系，表明提高管理層持股比例能夠產(chǎn)生利益趨同效應(yīng)，抑制了公司的非效率投資行為。我們還可以看到，股權(quán)集中度與管理層持股比例交叉項(xiàng)和獨(dú)立董事比例與管理層持股比例交叉項(xiàng)的系數(shù)都為正，且都是顯著的，證明股權(quán)集中與管理層持股在抑制公司的非效率投資方面存在替代關(guān)系，獨(dú)立董事與管理層持股在抑制公司的非效率投資方面也存在替代關(guān)系，假設(shè)4和假設(shè)5得證。以上的結(jié)果表明公司的監(jiān)督機(jī)制（股權(quán)集中和獨(dú)立董事）和激勵機(jī)制（管理層持股）在抑制公司的非效率投資方面都能發(fā)揮積極作用，而且監(jiān)督機(jī)制和激勵機(jī)制在抑制公司的非效率投資方面確實(shí)存在替代關(guān)系，公司治理機(jī)制并不是相互獨(dú)立的，而是存在相互作用的。要使公司治理機(jī)制抑制公司的非效率投資獲得的凈收益最大， 必須考慮監(jiān)督機(jī)制和激勵機(jī)制間的替代關(guān)系， 而不能割裂開來單獨(dú)考慮監(jiān)督機(jī)制和激勵機(jī)制對公司非效率投資的治理效果。endprint

（三）公司治理機(jī)制與非效率投資間的跨時(shí)期相互作用

這里用模型（3）～（5）來研究公司治理機(jī)制與公司非效率投資間的跨時(shí)期相互作用，模型（3）～（5）的工具變量的設(shè)置方法與模型（2）類似，回歸結(jié)果如表4所示。

從模型（3）的回歸結(jié)果可以看到，前期股權(quán)集中度、前期管理層持股比例與當(dāng)期公司非效率投資有顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系，然而，獨(dú)立董事比例的系數(shù)卻不顯著， 說明前期獨(dú)立董事比例與當(dāng)期的公司非效率投資并無顯著的相關(guān)性。此外，還可以看到股權(quán)集中度與管理層持股比例交叉項(xiàng)的系數(shù)和獨(dú)立董事比例與管理層持股比例交叉項(xiàng)的系數(shù)都為正， 且是顯著的， 這說明公司的監(jiān)督機(jī)制與激勵機(jī)制在抑制公司的非效率投資方面存在替代關(guān)系的結(jié)論依然成立。在模型（4A）和模型（5A）中公司非效率投資的系數(shù)為負(fù)，且是顯著的，說明前期公司非效率投資對當(dāng)期股權(quán)集中度產(chǎn)生了顯著的負(fù)向反饋效應(yīng)。 在模型（4C）和模型（5C）中公司非效率投資的系數(shù)也是顯著的，且為負(fù)，說明前期公司非效率投資對當(dāng)期管理層持股比例有顯著的負(fù)向反饋效應(yīng)，其邏輯可能是：較低的公司非效率投資提高了公司績效， 較好的公司績效表現(xiàn)增加了公司對管理層股權(quán)激勵。然而，在模型（4B）和模型（5B）中公司非效率投資的系數(shù)不顯著， 這說明前期的公司非效率投資對當(dāng)期的獨(dú)立董事比例沒有產(chǎn)生顯著的影響。 通過表4的回歸結(jié)果， 我們可以發(fā)現(xiàn)前期的公司治理機(jī)制對當(dāng)期的公司非效率投資有顯著的影響， 而且前期的公司非效率投資對當(dāng)期的公司治理機(jī)制也有顯著的反饋效應(yīng)， 公司治理機(jī)制與公司非效率投資間存在跨時(shí)期的相互作用， 這證明公司治理機(jī)制與公司非效率投資間存在動態(tài)內(nèi)生性問題。

（四）檢驗(yàn)工具變量的有效性

前面我們已經(jīng)對工具變量進(jìn)行了Hansen檢驗(yàn)和Difference-in-Hansen檢驗(yàn)，以檢驗(yàn)工具變量是否存在過度識別問題和工具變量是否是外生的。 通過表3和表4的檢驗(yàn)結(jié)果， 可以知道本文設(shè)置的工具變量并不存在過度識別問題， 而且工具變量是外生的。這里我們又對工具變量的解釋能力進(jìn)行檢驗(yàn)，借鑒Wintoki等（2012） [4] 的研究，通過2SLS的第一階段（內(nèi)生變量對工具變量的回歸）得到的F統(tǒng)計(jì)量來進(jìn)一步檢驗(yàn)工具變量的有效性（這里沒有給出具體結(jié)果）。 回歸得到的F統(tǒng)計(jì)量都在1%的水平上顯著，這表明工具變量能夠提供強(qiáng)有力的解釋能力。因此，綜合以上對工具變量的檢驗(yàn)，表明本文設(shè)置的工具變量是有效的。

（五）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

出于穩(wěn)健性考慮，我們還做了以下穩(wěn)健性檢驗(yàn)：（1）用凈資產(chǎn)收益率來衡量公司的盈利能力，用托賓Q來衡量公司的成長能力；（2）將總樣本分為國有上市公司和非國有上市公司兩子個樣本。 經(jīng)過以上穩(wěn)健性檢驗(yàn)，本文得到的結(jié)論依然成立，這里沒有給出具體檢驗(yàn)結(jié)果。

四、結(jié)論

本文以2002～2009年716家上市公司為樣本，運(yùn)用動態(tài)面板的System GMM估計(jì)方法， 同時(shí)考慮了三種內(nèi)生性問題， 以動態(tài)性的視角研究了公司治理機(jī)制與公司非效率投資間的跨時(shí)期相互作用，并且考慮了公司治理機(jī)制間的相互作用對公司非效率投資的影響。通過研究，得到以下結(jié)論：（1）當(dāng)期股權(quán)集中度、 當(dāng)期獨(dú)立董事比例和當(dāng)期管理層持股比例都與公司的非效率投資呈顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系；（2） 前期股權(quán)集中度和前期管理層持股比例與當(dāng)期的公司非效率投資呈顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系， 然而前期獨(dú)立董事比例與當(dāng)期公司的非效率投資沒有顯著的相關(guān)關(guān)系；（3） 股權(quán)集中與管理層持股在抑制公司的非效率投資方面存在替代效應(yīng)， 獨(dú)立董事與管理層持股在抑制公司的非效率投資方面也存在替代效應(yīng)，表明公司的監(jiān)督機(jī)制與激勵機(jī)制在抑制公司的非效率投資方面存在替代關(guān)系；（4） 前期的公司非效率投資對當(dāng)期的股權(quán)集中度、 當(dāng)期的管理層持股比例都有顯著的負(fù)向反饋效應(yīng)， 然而前期的公司非效率投資對當(dāng)期的獨(dú)立董事比例卻沒有顯著的影響；（5） 公司治理機(jī)制與公司的非效率投資間存在動態(tài)內(nèi)生性，即公司治理機(jī)制與公司的非效率投資間存在跨時(shí)期的相互作用。

本文的研究豐富了公司治理機(jī)制與公司非效率投資間關(guān)系的研究，以動態(tài)的視角研究了公司治理機(jī)制與公司非效率投資間的關(guān)系，研究結(jié)果表明公司的監(jiān)督機(jī)制與激勵機(jī)制在抑制公司的非效率投資方面并非相互獨(dú)立的，而是存在替代關(guān)系，上市公司在實(shí)施公司治理機(jī)制以抑制公司的非效率投資時(shí)應(yīng)當(dāng)考慮到監(jiān)督機(jī)制與激勵機(jī)制間的替代關(guān)系對公司治理機(jī)制實(shí)施效果的影響。

參考文獻(xiàn)：

[1]Jensen M C，Meckling W H. Theory of the firm： Managerial behavior，agency costs and ownership structure[J]. Journal of financial economics，1976，3（4）： 305-360.

[2]方紅星，金玉娜. 公司治理、內(nèi)部控制與非效率投資：理論分析與經(jīng)驗(yàn)證據(jù)[J]. 會計(jì)研究，2013（3）：63-69.

[3]Kim E H，Lu Y. CEO ownership，external governance，and risk-taking[J]. Journal of Financial Economics，2011，102（2）： 272-292.

[4]Wintoki M B，Linck J S，Netter J M. Endogeneity and the dynamics of internal corporate governance[J]. Journal of Financial Economics，2012，105（3）： 581-606.

[5]呂峻. 政府干預(yù)和治理結(jié)構(gòu)對公司過度投資的影響[J]. 財(cái)經(jīng)問題研究，2012（1）：31-37.

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

[7]竇煒，劉星，安靈. 股權(quán)集中、控制權(quán)配置與公司非效率投資行為——兼論大股東的監(jiān)督抑或合謀？[J]. 管理科學(xué)學(xué)報(bào)，2011（11）：81-96.

[8]張兆國，劉亞偉，亓小林. 管理者背景特征、晉升激勵與過度投資研究[J]. 南開管理評論，2013（4）： 32-42.

[9]程新生，譚有超，劉建梅. 非財(cái)務(wù)信息、外部融資與投資效率——基于外部制度約束的研究[J]. 管理世界，2012（7）：137-150.

[10]詹雷，王瑤瑤. 管理層激勵、過度投資與企業(yè)價(jià)值[J]. 南開管理評論，2013（3）：36-46.

[11]樊綱，王小魯，朱恒鵬. 中國市場指數(shù)——各省區(qū)市場化相對進(jìn)程 2011 年度報(bào)告[M]. 北京： 經(jīng)濟(jì)科學(xué)出版社，2011.

[12]Flannery M J，Hankins K W. Estimating dynamic panel models in corporate finance[J]. Journal of Corporate Finance，2012.

（責(zé)任編輯：龍會芳；校對：李丹）endprint

（三）公司治理機(jī)制與非效率投資間的跨時(shí)期相互作用

這里用模型（3）～（5）來研究公司治理機(jī)制與公司非效率投資間的跨時(shí)期相互作用，模型（3）～（5）的工具變量的設(shè)置方法與模型（2）類似，回歸結(jié)果如表4所示。

從模型（3）的回歸結(jié)果可以看到，前期股權(quán)集中度、前期管理層持股比例與當(dāng)期公司非效率投資有顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系，然而，獨(dú)立董事比例的系數(shù)卻不顯著， 說明前期獨(dú)立董事比例與當(dāng)期的公司非效率投資并無顯著的相關(guān)性。此外，還可以看到股權(quán)集中度與管理層持股比例交叉項(xiàng)的系數(shù)和獨(dú)立董事比例與管理層持股比例交叉項(xiàng)的系數(shù)都為正， 且是顯著的， 這說明公司的監(jiān)督機(jī)制與激勵機(jī)制在抑制公司的非效率投資方面存在替代關(guān)系的結(jié)論依然成立。在模型（4A）和模型（5A）中公司非效率投資的系數(shù)為負(fù)，且是顯著的，說明前期公司非效率投資對當(dāng)期股權(quán)集中度產(chǎn)生了顯著的負(fù)向反饋效應(yīng)。 在模型（4C）和模型（5C）中公司非效率投資的系數(shù)也是顯著的，且為負(fù)，說明前期公司非效率投資對當(dāng)期管理層持股比例有顯著的負(fù)向反饋效應(yīng)，其邏輯可能是：較低的公司非效率投資提高了公司績效， 較好的公司績效表現(xiàn)增加了公司對管理層股權(quán)激勵。然而，在模型（4B）和模型（5B）中公司非效率投資的系數(shù)不顯著， 這說明前期的公司非效率投資對當(dāng)期的獨(dú)立董事比例沒有產(chǎn)生顯著的影響。 通過表4的回歸結(jié)果， 我們可以發(fā)現(xiàn)前期的公司治理機(jī)制對當(dāng)期的公司非效率投資有顯著的影響， 而且前期的公司非效率投資對當(dāng)期的公司治理機(jī)制也有顯著的反饋效應(yīng)， 公司治理機(jī)制與公司非效率投資間存在跨時(shí)期的相互作用， 這證明公司治理機(jī)制與公司非效率投資間存在動態(tài)內(nèi)生性問題。

（四）檢驗(yàn)工具變量的有效性

前面我們已經(jīng)對工具變量進(jìn)行了Hansen檢驗(yàn)和Difference-in-Hansen檢驗(yàn)，以檢驗(yàn)工具變量是否存在過度識別問題和工具變量是否是外生的。 通過表3和表4的檢驗(yàn)結(jié)果， 可以知道本文設(shè)置的工具變量并不存在過度識別問題， 而且工具變量是外生的。這里我們又對工具變量的解釋能力進(jìn)行檢驗(yàn)，借鑒Wintoki等（2012） [4] 的研究，通過2SLS的第一階段（內(nèi)生變量對工具變量的回歸）得到的F統(tǒng)計(jì)量來進(jìn)一步檢驗(yàn)工具變量的有效性（這里沒有給出具體結(jié)果）。 回歸得到的F統(tǒng)計(jì)量都在1%的水平上顯著，這表明工具變量能夠提供強(qiáng)有力的解釋能力。因此，綜合以上對工具變量的檢驗(yàn)，表明本文設(shè)置的工具變量是有效的。

（五）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

出于穩(wěn)健性考慮，我們還做了以下穩(wěn)健性檢驗(yàn)：（1）用凈資產(chǎn)收益率來衡量公司的盈利能力，用托賓Q來衡量公司的成長能力；（2）將總樣本分為國有上市公司和非國有上市公司兩子個樣本。 經(jīng)過以上穩(wěn)健性檢驗(yàn)，本文得到的結(jié)論依然成立，這里沒有給出具體檢驗(yàn)結(jié)果。

四、結(jié)論

本文以2002～2009年716家上市公司為樣本，運(yùn)用動態(tài)面板的System GMM估計(jì)方法， 同時(shí)考慮了三種內(nèi)生性問題， 以動態(tài)性的視角研究了公司治理機(jī)制與公司非效率投資間的跨時(shí)期相互作用，并且考慮了公司治理機(jī)制間的相互作用對公司非效率投資的影響。通過研究，得到以下結(jié)論：（1）當(dāng)期股權(quán)集中度、 當(dāng)期獨(dú)立董事比例和當(dāng)期管理層持股比例都與公司的非效率投資呈顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系；（2） 前期股權(quán)集中度和前期管理層持股比例與當(dāng)期的公司非效率投資呈顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系， 然而前期獨(dú)立董事比例與當(dāng)期公司的非效率投資沒有顯著的相關(guān)關(guān)系；（3） 股權(quán)集中與管理層持股在抑制公司的非效率投資方面存在替代效應(yīng)， 獨(dú)立董事與管理層持股在抑制公司的非效率投資方面也存在替代效應(yīng)，表明公司的監(jiān)督機(jī)制與激勵機(jī)制在抑制公司的非效率投資方面存在替代關(guān)系；（4） 前期的公司非效率投資對當(dāng)期的股權(quán)集中度、 當(dāng)期的管理層持股比例都有顯著的負(fù)向反饋效應(yīng)， 然而前期的公司非效率投資對當(dāng)期的獨(dú)立董事比例卻沒有顯著的影響；（5） 公司治理機(jī)制與公司的非效率投資間存在動態(tài)內(nèi)生性，即公司治理機(jī)制與公司的非效率投資間存在跨時(shí)期的相互作用。

本文的研究豐富了公司治理機(jī)制與公司非效率投資間關(guān)系的研究，以動態(tài)的視角研究了公司治理機(jī)制與公司非效率投資間的關(guān)系，研究結(jié)果表明公司的監(jiān)督機(jī)制與激勵機(jī)制在抑制公司的非效率投資方面并非相互獨(dú)立的，而是存在替代關(guān)系，上市公司在實(shí)施公司治理機(jī)制以抑制公司的非效率投資時(shí)應(yīng)當(dāng)考慮到監(jiān)督機(jī)制與激勵機(jī)制間的替代關(guān)系對公司治理機(jī)制實(shí)施效果的影響。

參考文獻(xiàn)：

[1]Jensen M C，Meckling W H. Theory of the firm： Managerial behavior，agency costs and ownership structure[J]. Journal of financial economics，1976，3（4）： 305-360.

[2]方紅星，金玉娜. 公司治理、內(nèi)部控制與非效率投資：理論分析與經(jīng)驗(yàn)證據(jù)[J]. 會計(jì)研究，2013（3）：63-69.

[3]Kim E H，Lu Y. CEO ownership，external governance，and risk-taking[J]. Journal of Financial Economics，2011，102（2）： 272-292.

[4]Wintoki M B，Linck J S，Netter J M. Endogeneity and the dynamics of internal corporate governance[J]. Journal of Financial Economics，2012，105（3）： 581-606.

[5]呂峻. 政府干預(yù)和治理結(jié)構(gòu)對公司過度投資的影響[J]. 財(cái)經(jīng)問題研究，2012（1）：31-37.

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

[7]竇煒，劉星，安靈. 股權(quán)集中、控制權(quán)配置與公司非效率投資行為——兼論大股東的監(jiān)督抑或合謀？[J]. 管理科學(xué)學(xué)報(bào)，2011（11）：81-96.

[8]張兆國，劉亞偉，亓小林. 管理者背景特征、晉升激勵與過度投資研究[J]. 南開管理評論，2013（4）： 32-42.

[9]程新生，譚有超，劉建梅. 非財(cái)務(wù)信息、外部融資與投資效率——基于外部制度約束的研究[J]. 管理世界，2012（7）：137-150.

[10]詹雷，王瑤瑤. 管理層激勵、過度投資與企業(yè)價(jià)值[J]. 南開管理評論，2013（3）：36-46.

[11]樊綱，王小魯，朱恒鵬. 中國市場指數(shù)——各省區(qū)市場化相對進(jìn)程 2011 年度報(bào)告[M]. 北京： 經(jīng)濟(jì)科學(xué)出版社，2011.

[12]Flannery M J，Hankins K W. Estimating dynamic panel models in corporate finance[J]. Journal of Corporate Finance，2012.

（責(zé)任編輯：龍會芳；校對：李丹）endprint

（三）公司治理機(jī)制與非效率投資間的跨時(shí)期相互作用

這里用模型（3）～（5）來研究公司治理機(jī)制與公司非效率投資間的跨時(shí)期相互作用，模型（3）～（5）的工具變量的設(shè)置方法與模型（2）類似，回歸結(jié)果如表4所示。

從模型（3）的回歸結(jié)果可以看到，前期股權(quán)集中度、前期管理層持股比例與當(dāng)期公司非效率投資有顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系，然而，獨(dú)立董事比例的系數(shù)卻不顯著， 說明前期獨(dú)立董事比例與當(dāng)期的公司非效率投資并無顯著的相關(guān)性。此外，還可以看到股權(quán)集中度與管理層持股比例交叉項(xiàng)的系數(shù)和獨(dú)立董事比例與管理層持股比例交叉項(xiàng)的系數(shù)都為正， 且是顯著的， 這說明公司的監(jiān)督機(jī)制與激勵機(jī)制在抑制公司的非效率投資方面存在替代關(guān)系的結(jié)論依然成立。在模型（4A）和模型（5A）中公司非效率投資的系數(shù)為負(fù)，且是顯著的，說明前期公司非效率投資對當(dāng)期股權(quán)集中度產(chǎn)生了顯著的負(fù)向反饋效應(yīng)。 在模型（4C）和模型（5C）中公司非效率投資的系數(shù)也是顯著的，且為負(fù)，說明前期公司非效率投資對當(dāng)期管理層持股比例有顯著的負(fù)向反饋效應(yīng)，其邏輯可能是：較低的公司非效率投資提高了公司績效， 較好的公司績效表現(xiàn)增加了公司對管理層股權(quán)激勵。然而，在模型（4B）和模型（5B）中公司非效率投資的系數(shù)不顯著， 這說明前期的公司非效率投資對當(dāng)期的獨(dú)立董事比例沒有產(chǎn)生顯著的影響。 通過表4的回歸結(jié)果， 我們可以發(fā)現(xiàn)前期的公司治理機(jī)制對當(dāng)期的公司非效率投資有顯著的影響， 而且前期的公司非效率投資對當(dāng)期的公司治理機(jī)制也有顯著的反饋效應(yīng)， 公司治理機(jī)制與公司非效率投資間存在跨時(shí)期的相互作用， 這證明公司治理機(jī)制與公司非效率投資間存在動態(tài)內(nèi)生性問題。

（四）檢驗(yàn)工具變量的有效性

前面我們已經(jīng)對工具變量進(jìn)行了Hansen檢驗(yàn)和Difference-in-Hansen檢驗(yàn)，以檢驗(yàn)工具變量是否存在過度識別問題和工具變量是否是外生的。 通過表3和表4的檢驗(yàn)結(jié)果， 可以知道本文設(shè)置的工具變量并不存在過度識別問題， 而且工具變量是外生的。這里我們又對工具變量的解釋能力進(jìn)行檢驗(yàn)，借鑒Wintoki等（2012） [4] 的研究，通過2SLS的第一階段（內(nèi)生變量對工具變量的回歸）得到的F統(tǒng)計(jì)量來進(jìn)一步檢驗(yàn)工具變量的有效性（這里沒有給出具體結(jié)果）。 回歸得到的F統(tǒng)計(jì)量都在1%的水平上顯著，這表明工具變量能夠提供強(qiáng)有力的解釋能力。因此，綜合以上對工具變量的檢驗(yàn)，表明本文設(shè)置的工具變量是有效的。

（五）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

出于穩(wěn)健性考慮，我們還做了以下穩(wěn)健性檢驗(yàn)：（1）用凈資產(chǎn)收益率來衡量公司的盈利能力，用托賓Q來衡量公司的成長能力；（2）將總樣本分為國有上市公司和非國有上市公司兩子個樣本。 經(jīng)過以上穩(wěn)健性檢驗(yàn)，本文得到的結(jié)論依然成立，這里沒有給出具體檢驗(yàn)結(jié)果。

四、結(jié)論

本文以2002～2009年716家上市公司為樣本，運(yùn)用動態(tài)面板的System GMM估計(jì)方法， 同時(shí)考慮了三種內(nèi)生性問題， 以動態(tài)性的視角研究了公司治理機(jī)制與公司非效率投資間的跨時(shí)期相互作用，并且考慮了公司治理機(jī)制間的相互作用對公司非效率投資的影響。通過研究，得到以下結(jié)論：（1）當(dāng)期股權(quán)集中度、 當(dāng)期獨(dú)立董事比例和當(dāng)期管理層持股比例都與公司的非效率投資呈顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系；（2） 前期股權(quán)集中度和前期管理層持股比例與當(dāng)期的公司非效率投資呈顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系， 然而前期獨(dú)立董事比例與當(dāng)期公司的非效率投資沒有顯著的相關(guān)關(guān)系；（3） 股權(quán)集中與管理層持股在抑制公司的非效率投資方面存在替代效應(yīng)， 獨(dú)立董事與管理層持股在抑制公司的非效率投資方面也存在替代效應(yīng)，表明公司的監(jiān)督機(jī)制與激勵機(jī)制在抑制公司的非效率投資方面存在替代關(guān)系；（4） 前期的公司非效率投資對當(dāng)期的股權(quán)集中度、 當(dāng)期的管理層持股比例都有顯著的負(fù)向反饋效應(yīng)， 然而前期的公司非效率投資對當(dāng)期的獨(dú)立董事比例卻沒有顯著的影響；（5） 公司治理機(jī)制與公司的非效率投資間存在動態(tài)內(nèi)生性，即公司治理機(jī)制與公司的非效率投資間存在跨時(shí)期的相互作用。

本文的研究豐富了公司治理機(jī)制與公司非效率投資間關(guān)系的研究，以動態(tài)的視角研究了公司治理機(jī)制與公司非效率投資間的關(guān)系，研究結(jié)果表明公司的監(jiān)督機(jī)制與激勵機(jī)制在抑制公司的非效率投資方面并非相互獨(dú)立的，而是存在替代關(guān)系，上市公司在實(shí)施公司治理機(jī)制以抑制公司的非效率投資時(shí)應(yīng)當(dāng)考慮到監(jiān)督機(jī)制與激勵機(jī)制間的替代關(guān)系對公司治理機(jī)制實(shí)施效果的影響。

參考文獻(xiàn)：

[1]Jensen M C，Meckling W H. Theory of the firm： Managerial behavior，agency costs and ownership structure[J]. Journal of financial economics，1976，3（4）： 305-360.

[2]方紅星，金玉娜. 公司治理、內(nèi)部控制與非效率投資：理論分析與經(jīng)驗(yàn)證據(jù)[J]. 會計(jì)研究，2013（3）：63-69.

[3]Kim E H，Lu Y. CEO ownership，external governance，and risk-taking[J]. Journal of Financial Economics，2011，102（2）： 272-292.

[4]Wintoki M B，Linck J S，Netter J M. Endogeneity and the dynamics of internal corporate governance[J]. Journal of Financial Economics，2012，105（3）： 581-606.

[5]呂峻. 政府干預(yù)和治理結(jié)構(gòu)對公司過度投資的影響[J]. 財(cái)經(jīng)問題研究，2012（1）：31-37.

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

[7]竇煒，劉星，安靈. 股權(quán)集中、控制權(quán)配置與公司非效率投資行為——兼論大股東的監(jiān)督抑或合謀？[J]. 管理科學(xué)學(xué)報(bào)，2011（11）：81-96.

[8]張兆國，劉亞偉，亓小林. 管理者背景特征、晉升激勵與過度投資研究[J]. 南開管理評論，2013（4）： 32-42.

[9]程新生，譚有超，劉建梅. 非財(cái)務(wù)信息、外部融資與投資效率——基于外部制度約束的研究[J]. 管理世界，2012（7）：137-150.

[10]詹雷，王瑤瑤. 管理層激勵、過度投資與企業(yè)價(jià)值[J]. 南開管理評論，2013（3）：36-46.

[11]樊綱，王小魯，朱恒鵬. 中國市場指數(shù)——各省區(qū)市場化相對進(jìn)程 2011 年度報(bào)告[M]. 北京： 經(jīng)濟(jì)科學(xué)出版社，2011.

[12]Flannery M J，Hankins K W. Estimating dynamic panel models in corporate finance[J]. Journal of Corporate Finance，2012.

（責(zé)任編輯：龍會芳；校對：李丹）endprint