曾　泉，裴紅梅

(廈門大學 管理學院，福建　廈門 361005)

?

宗教氛圍與投資中的代理沖突
——基于上市公司附近寺廟數(shù)的實證研究

曾泉，裴紅梅

(廈門大學 管理學院，福建廈門 361005)

摘要：經(jīng)濟運行依托于特定的社會制度，然而中國經(jīng)濟的高速增長難以從正式制度的角度理解。因而，文章旨在探索宗教作為非正式制度安排對微觀經(jīng)濟運行所發(fā)揮的作用，并進一步研究了非正式制度與正式制度之間的交互作用對公司行為的影響。文章手工收集了2001年至2012年A股上市公司注冊地附近重點寺廟的個數(shù)，并采用自由現(xiàn)金流對過度投資的反應(yīng)系數(shù)衡量投資活動的代理沖突，檢驗了宗教氛圍是否影響了公司投資活動中所有者與管理者之間的代理沖突。結(jié)果顯示公司的宗教氛圍與代理沖突之間存在顯著的負相關(guān)關(guān)系，說明宗教氛圍有助于抑制投資的代理沖突；研究還發(fā)現(xiàn)正式的制度環(huán)境負向調(diào)節(jié)了宗教氛圍對代理沖突的抑制作用。

關(guān)鍵詞：宗教氛圍；代理沖突；過度投資；自由現(xiàn)金流

裴紅梅(1987-)，女，山西臨猗人，廈門大學管理學院博士研究生。

一、引言

社會制度是市場機制運行的基礎(chǔ)，認識各類制度與經(jīng)濟行為之間的關(guān)系對深入理解市場經(jīng)濟的資源調(diào)配功能大有裨益。“法與金融”學派一直強調(diào)法律等正式制度與經(jīng)濟運行之間的聯(lián)系(La Porta等，1998；Shleifer和Vishny，1994)。然而，Allen等(2005)研究認為中國經(jīng)濟的高速增長難以從正式制度中獲得解釋，并指出非正式制度在中國經(jīng)濟發(fā)展中發(fā)揮了重要作用。具體到微觀層面，公司投資效率一直是財務(wù)學研究的熱點之一，前期文獻主要從正式制度的視角審視了公司治理機制對投資效率的影響(Richardson，2006；魏明海和柳建華，2007；楊華軍和胡奕明，2007)，但是較少關(guān)注投資效率與非正式制度之間的關(guān)系。按照Williamson(2000)的社會制度分層理論，宗教和文化等非正式制度作為社會運行的基礎(chǔ)規(guī)則，能夠廣泛且深遠地影響社會的運行。因此，本文以宗教作為切入點，旨在檢驗宗教氛圍與公司投資效率之間是否存在聯(lián)系，進而為理解宗教作為一項重要的非正式制度在經(jīng)濟發(fā)展中的作用提供經(jīng)驗研究的證據(jù)。

基于委托代理理論，當公司存在自由現(xiàn)金流時，管理者總是希望增加投資滿足私欲，進而導致企業(yè)的過度投資(Jensen，1986；Stulz，1990)。因此，我們采用自由現(xiàn)金流對過度投資的反應(yīng)系數(shù)來度量投資活動中的代理沖突(Jensen，1986；Richardson，2006)。本文手工收集了2001年至2012年A股上市公司注冊地附近重點寺廟的個數(shù)，實證檢驗了宗教氛圍是否影響投資決策中的代理問題。研究發(fā)現(xiàn)宗教氛圍顯著地降低了自由現(xiàn)金流對過度投資的反應(yīng)系數(shù)，表明宗教氛圍有助于降低所有者與管理者之間的代理沖突。進一步研究發(fā)現(xiàn)，公司所處地域的正式制度環(huán)境能夠顯著地降低宗教氛圍對代理沖突的抑制作用，表明正式的制度環(huán)境負向調(diào)節(jié)了宗教對投資活動代理沖突的治理作用。上述研究結(jié)果表明，宗教作為一種社會規(guī)范在公司投資決策過程中發(fā)揮了重要的治理作用，在一定程度上彌補了正式制度的不足。

本文的主要工作是：第一，本文關(guān)注了宗教對公司投資行為產(chǎn)生的經(jīng)濟后果，基于中國制度背景檢驗了宗教氛圍對投資活動中所有者與管理者之間代理沖突的影響。前期文獻已研究了宗教對公司的風險偏好、財務(wù)報告重述行為、違規(guī)概率、盈余質(zhì)量、職務(wù)性代理成本、大股東侵占、慈善捐贈以及環(huán)境績效所產(chǎn)生的經(jīng)濟后果，但極少關(guān)注到宗教對投資效率的影響*雖然Du(2013)發(fā)現(xiàn)宗教與代理成本之間存在負相關(guān)關(guān)系，但是其研究的代理成本主要體現(xiàn)為職務(wù)消費和侵占。因而，宗教是否對投資領(lǐng)域的決策產(chǎn)生影響仍是未解之謎。(Dyreng等，2012；Du，2013，2014；Du等，2014a；El Ghoul等，2012；Hilary和Hui，2009)。本文重點研究了宗教是否影響過度投資所體現(xiàn)的代理沖突，因而本文拓展并進一步詮釋了前期文獻的研究結(jié)論。第二，本文的研究結(jié)論支持了宗教作為一種社會規(guī)范能夠有效地發(fā)揮公司治理作用的觀點(Du，2013；El Ghoul等，2012)，并為這一觀點在公司投資領(lǐng)域的應(yīng)用提供了經(jīng)驗證據(jù)。第三，本文研究發(fā)現(xiàn)正式的制度環(huán)境負向調(diào)節(jié)了宗教對投資活動中代理沖突的治理效果，進一步回應(yīng)了Du(2013)和McGuire等(2012)的觀點。第四，本文的研究結(jié)果為地理臨近性度量方法在基于中國背景的財務(wù)學研究中的應(yīng)用提供了證據(jù)支持。前期以歐美發(fā)達經(jīng)濟體為背景的宗教經(jīng)濟學研究大多采用省(州)級或國家級變量來衡量宗教影響，本文采用地理臨近性衡量公司層面的宗教強度能夠更精確地量化宗教影響(Du 2013)。第五，宗教經(jīng)濟后果的研究主要基于發(fā)達市場的制度背景，很少關(guān)注到新興市場國家中宗教對公司行為的影響(Du，2013，2014；Du等，2014a，2014b)。特別是在類似中國這樣一個轉(zhuǎn)型經(jīng)濟體中宗教是否對經(jīng)濟運行產(chǎn)生影響一直飽受爭議。本文的研究拓展了宗教經(jīng)濟學在新興市場中的研究。

二、文獻綜述與研究假設(shè)

(一)公司投資中的代理沖突

所有者與管理者之間的委托代理沖突對公司投資產(chǎn)生了極其重大的影響。Jensen(1986)注意到所有者與管理者之間的代理沖突容易誘發(fā)無效率的投資，管理者總是期望通過增加投資不斷地擴張企業(yè)規(guī)模，從而攫取更多的私人收益，例如擴大經(jīng)營控制權(quán)的范圍、獲取更多激勵和升職機會等。因此，在監(jiān)督和激勵不完備的情況下，“理性”的經(jīng)理人基于自我價值最大化的考慮，當公司存在自由現(xiàn)金流時，具有強烈的投資沖動，進而導致企業(yè)投資了那些NPV小于零的項目，形成了公司的過度投資與自由現(xiàn)金流之間的正相關(guān)關(guān)系，即“自由現(xiàn)金流假說”(Jensen，1986；Stulz，1990)。前期文獻已證實“自由現(xiàn)金流假說”無論在成熟的資本市場還是在諸如中國這種轉(zhuǎn)型市場中都是成立的*例如，F(xiàn)reund等(2003)發(fā)現(xiàn)具有較少增長機會的企業(yè)宣布購買資產(chǎn)后公司的股票回報率(過度投資的負向替代變量)與自由現(xiàn)金流存在顯著的負相關(guān)關(guān)系。Gibbs(1993)研究發(fā)現(xiàn)自由現(xiàn)金流假說是導致重組行為的主要原因。Harford(1999)的研究結(jié)果表明公司的現(xiàn)金越多越傾向于分散化的并購，富有現(xiàn)金的公司實施并購行為隨之而來的是公司業(yè)績的下滑，最終導致公司價值的損失。Richardson(2006)基于美國資本市場的樣本發(fā)現(xiàn)過度投資與自由現(xiàn)金流之間存在顯著的正相關(guān)關(guān)系。王彥超(2009)、楊華軍和胡亦明(2007)在中國A股上市公司中同樣發(fā)現(xiàn)了自由現(xiàn)金流與過度投資之間的正相關(guān)關(guān)系。魏明海和柳建華(2007)的研究結(jié)果表明上市公司發(fā)放股利越少，公司的過度投資程度越高，佐證了股利支付將減少公司自由現(xiàn)金流從而降低代理沖突的假說。(Freund等，2003；Gibbs，1993；Richardson，2006；王彥超，2009；魏明海和柳建華，2007；楊華軍和胡亦明，2007)。

簡言之，所有者與管理者之間的代理沖突是誘發(fā)過度投資的主要原因之一(Jensen，1986；Stulz，1990)，因此，前期文獻主要從公司治理機制的角度探索影響自由現(xiàn)金流與過度投資之間敏感度的各類因素。例如，Gibbs (1993)發(fā)現(xiàn)董事會權(quán)力越大，自由現(xiàn)金流與重組行為的敏感性越低。Richardson (2006)進一步研究發(fā)現(xiàn)公司治理機制能夠顯著地降低過度投資與自由現(xiàn)金流之間的敏感程度。因此，Richardson (2006)的研究提供的經(jīng)驗證據(jù)佐證了代理沖突是引起過度投資與自由現(xiàn)金流之間敏感度變化的直接動因。魏明海和柳建華(2007)、楊華軍和胡亦明(2007)均發(fā)現(xiàn)制度環(huán)境顯著降低了自由現(xiàn)金流與過度投資之間的敏感度。

綜合前期文獻的研究成果，不難發(fā)現(xiàn)前期研究主要關(guān)注了正式制度對投資中代理沖突的治理作用，然而少有文獻注意到宗教等非正式制度對公司投資中代理沖突可能產(chǎn)生的經(jīng)濟影響。因此，本文檢驗了宗教氛圍與自由現(xiàn)金流—過度投資反應(yīng)系數(shù)之間的關(guān)系，嘗試解答宗教是否以及如何影響投資決策中的代理問題，進而理解宗教這一非正式制度在公司治理中作用和地位。

(二)宗教與所有者—管理者之間的代理沖突

宗教對公司行為的影響機理可以從兩個方面給予解答：第一，宗教可以直接影響信徒的倫理觀，信徒的行為必然遵循宗教倫理的要求*前期文獻已經(jīng)提供了豐富的證據(jù)論證了宗教對信徒個人行為的影響。例如，Mochon等(2008)采用問卷調(diào)查研究發(fā)現(xiàn)，信徒參與宗教活動的頻率與個人的主觀幸福感成正比。雖然個人每次參與宗教活動所獲得的幸福感增量幅度很小，但是宗教與幸福感的正相關(guān)關(guān)系具有累積效應(yīng)。如果參與宗教活動的頻率足夠高，那么個人幸福感的增長幅度將獲得顯著提升。Fogel和Friedman(2008)指出猶太教的法典特別強調(diào)誠信在商業(yè)活動中的重要性，面對利益沖突，猶太人常常依據(jù)猶太法典來解決他們之間面臨的倫理問題。Kurpis等(2008)對美國華盛頓州的貢薩格大學在校大學生進行問卷調(diào)查研究后發(fā)現(xiàn)，宗教信仰對個人道德認知的趨同具有顯著的促進作用，通過認知的趨同對符合倫理的行為產(chǎn)生了激勵效果。李若木和周娜(2012)指出大多數(shù)宗教都鼓勵利他主義的價值觀，對2007年居民精神生活調(diào)查數(shù)據(jù)的研究發(fā)現(xiàn)，那些自我宣稱相信宗教或參與宗教實踐的個人更可能參與公益活動。，由于直接影響的機制較為直觀，此處不再贅述*宗教倫理是社會價值觀的基礎(chǔ)，影響個人價值觀的形成(Wilber和Jameson，1980)。人的行事動機受價值觀的支配，在相同的外在客觀條件下，具有不同價值觀的人，其動機模式不同，產(chǎn)生的行事方式和目標方向也不相同。只有那些經(jīng)過價值判斷被認為是可行的，才能真正轉(zhuǎn)換為行事的動機，并以此引導人的行為。；第二，宗教通過社區(qū)間接影響公司行為，這種間接的機制表明雖然組織成員并非都是宗教信徒，但是處于宗教環(huán)境中的組織，其行為仍然會受到宗教倫理的影響。組織行為學的制度理論(Institutional theory)指出公司作為一個開放的系統(tǒng)，與其外部環(huán)境緊密交流，公司的組織結(jié)構(gòu)、企業(yè)文化以及行為不僅受到技術(shù)環(huán)境的影響，而且還要面對制度環(huán)境的沖擊。制度理論指出合法性機制是制度對公司行為施加影響的一個重要手段*Suchman(1995)認為合法性是組織的行為在特定社會系統(tǒng)中被認可或接受的程度，合法性根據(jù)組織行為的不同區(qū)分為三類：利益相關(guān)者(實用主義)合法性、倫理合法性以及認知合法性。利益相關(guān)者(實用主義)合法性源于組織利益相關(guān)者最大化自身價值的考慮；倫理合法性則源于積極的倫理觀念對組織行為的評價，包括投入和結(jié)果的合法性、程序的合法性以及結(jié)構(gòu)的合法性；認知合法性源于組織的認知或文化，即組織將實施符合組織文化的行為?；谏鲜龈拍?，我們可以推斷出宗教對公司行為施加影響機制應(yīng)屬于倫理合法性范疇。，Marquis等(2007)研究發(fā)現(xiàn)社區(qū)內(nèi)認知趨同形成的社區(qū)壓力影響著公司履行社會責任的行為，因為組織要獲得社區(qū)合法性的認同就必須滿足社區(qū)的共同認知。顯然，宗教、文化、習俗以及傳統(tǒng)等非正式制度對社區(qū)內(nèi)人們的認知、倫理、規(guī)范以及行為方式施加了重大影響，在塑造社區(qū)的倫理規(guī)范過程中發(fā)揮了重要作用。在宗教氛圍較為濃厚的地區(qū)，社區(qū)成員之間普遍接受的倫理道德或多或少地受到宗教倫理的影響，進而形成了基于宗教倫理的社區(qū)倫理規(guī)范(Lam和Shi，2008)。一旦社區(qū)成員違反這些被社區(qū)普遍接受的倫理規(guī)范，勢必將遭受社區(qū)的“懲罰”，甚至喪失成為社區(qū)成員的合法性基礎(chǔ)。因此，宗教能夠通過構(gòu)成社區(qū)倫理形成合法性壓力，進而對社區(qū)成員以及組織施加影響。

本文主要討論佛教倫理與代理沖突之間的關(guān)系，因為佛教作為我國第一大宗教其影響最為廣泛。在本質(zhì)上，佛教的“四諦”、“四無量心”、“八正道”、“三法印”等教義與管理者滿足私欲的行為之間是相互對立的，通過“輪回”、“因果報應(yīng)”等宗教概念強化了佛教倫理在實踐活動中的規(guī)范效果。因此，我們預測佛教的教義有助于緩和投資決策中的所有者與管理者之間的代理沖突。

第一，佛教的“四諦”*佛教的“四諦”分別指苦諦、集諦、滅諦、道諦，體現(xiàn)了佛教對世界和修行的根本認識。“苦諦”揭示世間“苦”的本質(zhì)是焦慮、受難、渴望和不滿足，“集諦”揭示世間之“苦”來源于對事物的愚昧無知而產(chǎn)生的渴求和不安，“滅諦”揭示在心靈深處消滅焦慮、受難、渴望和不滿足感是信徒超脫“苦”的唯一方法，“道諦”揭示了實施“滅諦”和超脫“苦”的具體方法(Pryor，1990)。揭示了佛教意識形態(tài)中世界的本質(zhì)，主張放棄欲望的無限制要求，因而，“四諦”教義有助于緩和管理者追逐私欲的動機，進而調(diào)和了管理者與所有者之間的利益矛盾。佛教的“四諦”教義認為當消滅了人心中的不安、焦慮和渴求時，信徒才可達到修行的終極目標——“涅槃”，從而超脫六道輪回的“苦”進入“極樂世界”(Bastow，1969；Pryor，1990)。由此來看，“四諦”代表的佛教價值觀強調(diào)只有放棄對物質(zhì)的過度欲望才能實現(xiàn)超脫輪回的精神追求。代理沖突則是管理者渴望滿足自我價值最大化而產(chǎn)生的不道德行為(Jensen，1986)，實質(zhì)上反映了無限制的超額物質(zhì)欲望。

第二，佛教的“四無量心”包含慈、悲、喜、舍四種廣闊的利他心，體現(xiàn)了利益一切為眾生、不求回報的利他主義追求(Pace，2013)。代理沖突的本質(zhì)則是管理者從利己的角度以損害股東利益為代價的價值最大化行為(Jensen，1986)。因此，“四無量心”與代理沖突在本質(zhì)上是相互對立的，按照“四無量心”的要求，管理者必須從利他的角度為股東服務(wù)(Pace，2013；Pryor，1990)，進而減少代理沖突。

第三，佛教的“八正道”闡釋了對正志、正業(yè)、正精進、正念的修行，減少了個人對物質(zhì)愿望的過度追逐，緩和了管理者與所有者之間的利益沖突?！鞍苏馈苯沂玖诉_到“涅槃”的根本途徑和方法，即一切行為都要遵循佛教倫理規(guī)范，包括正見、正志、正語、正業(yè)、正命、正精進、正念、正定。其中正志、正業(yè)、正精進、正念所體現(xiàn)的四種方法有助于調(diào)解管理者與所有者的代理沖突。正志，指的是根據(jù)佛教“四諦”的真理展開思維和分辨，在動機上摒棄渴望、焦慮和受難；正業(yè)，指的是一切行動都要符合佛教教義的倫理；正精進，指的是毫不懈怠地修行佛法，以達到涅槃的理想境地；正念，指的是從意識到現(xiàn)實都不應(yīng)有任何的欲望和不滿，必須時刻謹記佛陀的教導(Pryor，1990)。

第四，佛教的“三法印”同樣有助于減少管理者的物質(zhì)追求?！叭ㄓ　敝赋鰧娴淖分鸨囟ㄊ峭絼诘?，而且會招致無望之“苦”，教徒應(yīng)摒棄不合理的物質(zhì)訴求(Pace，2013；Pryor，1990)?！叭ㄓ　笔侵钢T行無常、諸法無我、涅槃寂靜。諸行無常揭示世間一切事物皆在剎那間遷流變異，無一常住不變；諸法無我是指世間諸法皆緣起幻有，無存在之實體或主宰；涅槃寂靜指的是不生不滅、身心俱寂之解脫境界。佛教對無常、無我的闡釋說明，既然萬事萬物沒有既定的得失，也沒有實體的主宰，那么就沒有必要追求那些不確定的并且無法主宰的利益，要勇于放下對利益的渴望和追求(Pace，2013；Pryor，1990)。

基于上述分析，發(fā)現(xiàn)佛教的教義本質(zhì)上是反對管理者以所有者利益為代價追求自我價值最大化的行為。佛教闡釋的“因果報應(yīng)”構(gòu)建起善惡之間的因果聯(lián)系，再通過“輪回”、“重生”等概念強化符合佛教價值理念的因果聯(lián)系(Pryor，1990；方立天，1996)，因此，佛教的教義對物質(zhì)欲望的束縛將有助于緩解所有者與管理者之間的代理沖突，規(guī)范和引導管理者履行受托責任。

前期文獻佐證了宗教能夠降低所有者與管理者之間代理沖突的觀點。例如，Dyreng等(2012) 研究發(fā)現(xiàn)宗教的影響強度越大，公司重述財務(wù)報告的概率越低，同時宗教也降低了報告的應(yīng)計項目總額并提升了管理者報告壞消息的及時性。McGuire等(2012)研究發(fā)現(xiàn)公司總部所在地受到宗教的影響越強烈，公司財務(wù)報告違反相關(guān)法律規(guī)定的可能性就越低，研究結(jié)果顯示宗教的影響程度與公司盈余中超額應(yīng)計項目顯著負相關(guān)。Du (2013)研究發(fā)現(xiàn)中國上市公司的職務(wù)消費類型的代理成本與宗教(佛教和道教)顯著負相關(guān)，進一步區(qū)分宗教類型后發(fā)現(xiàn)，僅有佛教發(fā)揮了顯著的抑制作用，而道教的抑制作用并不顯著。

基于以上邏輯分析，提出本文的假設(shè)1：

H1：限定其他條件不變，宗教氛圍與投資中的代理沖突負相關(guān)。

(三)宗教與正式治理機制

“法與金融”學派一直強調(diào)一國的法律等制度因素對經(jīng)濟發(fā)展產(chǎn)生的重要影響(La Porta等，1998；Shleifer和Vishny，1994)。前期文獻已經(jīng)證明了正式治理機制與投資活動中的代理沖突之間存在顯著的負相關(guān)關(guān)系。楊華軍和胡亦明(2007)以中國上市公司作為研究樣本，發(fā)現(xiàn)公司所處地區(qū)的正式制度的發(fā)育程度越高，過度投資與自由現(xiàn)金流的敏感度越低，這表明正式的制度安排對企業(yè)投資行為中的代理沖突產(chǎn)生了抑制作用。

制度實質(zhì)是社會博弈所需遵循的一系列規(guī)則(North，1990)，這些規(guī)則不僅包括正式的制度安排，如法律、法規(guī)、政策、規(guī)章、契約等，還包括非正式的制度安排，如宗教、文化、倫理規(guī)范、道德觀念、風俗習慣和意識形態(tài)等(Williamson，2000)。進一步，Williamson (2000)認為制度可以分為四個層次，第一層由宗教、文化、習俗等非正式制度構(gòu)成，是制度結(jié)構(gòu)的基礎(chǔ)；第二層包括政治和法律的制度安排，屬于正式制度安排；第三層由契約、治理結(jié)構(gòu)等正式制度組成，亦屬于正式制度安排；第四層則是價格和數(shù)量等市場化的制度安排。按照制度分層理論的理解，制度的層次越高，制度變化的速率越快，制度影響的范圍越小(Williamson，2000)。一般來說，社會運行是按照由高到低的順序?qū)で笾贫葘哟蔚谋Ｕ希斠粋€制度層次的功能較弱而無法保障社會的正常運行時，為了博弈的可持續(xù)性就會尋求更低層次的制度安排的保障(Williamson，2000)。顯然，當正式制度安排失靈時，低層次的非正式制度安排作為正式制度的有效補充發(fā)揮作用。正如Shleifer和Vishny (1994)所說，一國的正式制度越不透明，非正式制度在經(jīng)濟發(fā)展中所發(fā)揮的作用越顯著，正式制度與非正式制度之間存在互補效應(yīng)。那么作為非正式制度安排的宗教與正式治理機制之間也必然存在相互替代的關(guān)系，即當正式治理機制能有效保障社會的運行時宗教的作用將會減弱，如果正式治理機制較弱而無法保障社會的正常運行，則宗教作為非正式制度將彌補正式制度的不足(Du，2013；陳冬華等，2013)。前期的實證研究也證實了上述觀點。例如，McGuire等(2012)和Du (2013)均發(fā)現(xiàn)宗教與公司的正式外部監(jiān)管環(huán)境之間存在顯著的替代效應(yīng)。McGuire等(2012)和Du(2013)的研究表明在正式的治理機制或監(jiān)管環(huán)境較弱的情況下，宗教能夠彌補正式治理機制的不足，宗教所形成的社會道德規(guī)范能夠有效地發(fā)揮公司治理功能(Du，2014；Du等，2014b)。

基于以上分析，本文提出假設(shè)2：

H2：限定其他條件不變，正式的制度環(huán)境削弱了宗教氛圍與投資中代理沖突間的負相關(guān)關(guān)系。

三、研究設(shè)計

(一)宗教變量的度量

前期文獻度量宗教影響有四種方法：(1)地區(qū)的宗教人口比例(Dyreng等，2012；El Ghoul等，2012；Hilary和Hui，2009)；(2)地區(qū)內(nèi)宗教參與程度(McGuire等，2012)；(3)地區(qū)內(nèi)宗教場所的數(shù)量(Dyreng等，2012；El Ghoul等，2012)；(4)公司周邊的宗教場所數(shù)量(陳冬華等，2013；Du，2013，2014)。本文選擇第四種方法度量公司層面的宗教氛圍，主要原因如下：首先，我國缺乏公開統(tǒng)一的關(guān)于宗教人口、宗教參與程度的相關(guān)統(tǒng)計數(shù)據(jù)*例如，1982年中共中央第19號文件《關(guān)于我國社會主義時期宗教問題的基本觀點和基本政策》中指出，當時有天主教徒300萬，基督教徒300萬，伊斯蘭教徒1000萬，佛、道教信徒難以計算。2007年美國普渡大學中國宗教與社會研究中心進行了一項關(guān)于“中國人精神生活狀況”的全國性抽樣調(diào)查，據(jù)抽樣結(jié)果顯示，“在16歲以上的中國人口中，85%的人持有某種超自然信仰或從事某種宗教活動，真正的無神論者所占比例僅有15%。明確承認具有某種宗教認同的人占23.2%。佛教是認同人數(shù)最多的宗教，有18%的人自己宣稱信仰佛教”。，這嚴重限制了前兩種方法在基于中國背景的研究中的應(yīng)用。其次，前期文獻中使用第三種度量方法主要研究國與國、國內(nèi)行政區(qū)域之間的宗教氛圍差異對公司行為的影響(Dyreng等，2012；El Ghoul等，2012)。然而，在我國行政區(qū)域內(nèi)宗教、文化、習俗以及傳統(tǒng)存在巨大差異*以福建省為例加以說明，省內(nèi)方言以紛繁復雜著稱于世，主要的方言語系包括：閩南語系、閩北語系以及閩西客家語系，在全國八大方言語系中福建方言占據(jù)三席，與周邊各省交接地區(qū)的方言則更為復雜。語言是文化的載體，語言的差異必然體現(xiàn)在文化的差異上。就宗教信仰來說，閩西客家方言區(qū)以及閩北方言區(qū)以佛教信仰為主，而在閩南方言區(qū)宗教信仰則較為混雜，包括保生大帝、佛教、媽祖、基督教、天主教、伊斯蘭教以及各種民間宗教。，簡單地按照行政區(qū)域度量宗教氛圍產(chǎn)生的計量偏差較大(Du，2013)。最后，第四種度量方法大大改善了第三種方法中存在的問題，將宗教氛圍限定在公司周邊范圍進一步提升了度量的精度。

(二)過度投資的度量

本文按照Richardson (2006)的投資預期模型估計了預期的投資效率，再用實際的投資效率減去公司的預期投資效率獲得差值。如果計算的差值大于0，則作為公司過度投資程度的度量，如果差值小于或等于零，則認為公司的過度投資等于0(俞紅海等，2010；杜興強等，2011)。投資預期模型設(shè)定如下*限于篇幅未報告投資模型的回歸結(jié)果，如果讀者需要可聯(lián)系作者。：

INEWt=μ0+μ1×V/Pt-1+μ2×LEVt-1+μ3×CASHt-1+μ4×AGEt-1+μ5×SIZEt-1

+μ6×Stock Returnst-1+μ7×INEW t-1+∑INDUSTRY+∑2001-2012YEAR+ε

(1)

其中，INEW表示公司投資活動的支付總額，等于購建固定資產(chǎn)等長期資產(chǎn)支付的現(xiàn)金，加取得子公司及其他營業(yè)單位支付的現(xiàn)金凈額，加R&D支出，減處置固定資產(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，再除以銷售收入。V/Pt-1表示前一期的公司資產(chǎn)賬面值除以資產(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表示上一年公司的上市年限，SIZEt-1表示期初資產(chǎn)的自然對數(shù)，Stock Returnst-1表示上年度的股票收益率。

(三)模型設(shè)計

1.為驗證本文的假設(shè)1，參考Richardson(2006)、楊華軍和胡亦明(2007)的研究，設(shè)定模型為：

OINVt=α0+α1FCFt+α2REL_Rt+α3FCFt×REL_Rt+α4FIRSTt+α5MANGSHRt

+α6PLUt+α7INDRATIOt+α8LNBOARDt+α9MEETt+α10AUDITCOMITTt+α11COMPENSATIONt+α12STRATEGYt+α13NOMt+α14BIG4t

+α15INSSHRt+α16SIZEt+α17LEVt+α18LOSSt+α19STATEt+α20GDP_PCt

+∑INDUSTRY+∑2001-2012YEAR+ε

(2)

模型采用Tobit回歸方法*由于因變量OINV的分布呈現(xiàn)截尾形態(tài)，不符合經(jīng)典線性回歸模型的基本假設(shè)。因此，我們對因變量進行了正態(tài)分布檢驗，結(jié)果顯示Kolmogorov-Smirnov檢驗、Cramer-von Mises檢驗、Anderson-Darling檢驗均在1%的顯著水平上拒絕了OINV的分布是正態(tài)分布的原假設(shè)。為了更加直觀地說明OINV的分布形態(tài)，我們還對比了OINV的1%到99%分位數(shù)的曲線圖和正態(tài)分布的1%到99%分位數(shù)的曲線圖。限于篇幅正態(tài)檢驗的圖表省略，以上結(jié)果說明最小二乘法OLS的回歸方法不適用OINV作為因變量的回歸模型。因此，本研究選用Tobit回歸方法，更加符合因變量分布形態(tài)的回歸條件，進而使本文的研究結(jié)論更加可靠。，被解釋變量OINV表示企業(yè)過度投資程度。變量FCF表示自由現(xiàn)金流，等于經(jīng)營活動現(xiàn)金流凈額減資本性支出凈額再除以平均資產(chǎn)(杜興強等，2011；羅黨論等，2012)。變量REL_R表示公司的宗教氛圍。控制變量的定義參見表1。

表1　變量定義

2.宗教氛圍與正式制度環(huán)境的替代效應(yīng)。為驗證本文的假設(shè)2，模型設(shè)計為：

OINVt=β0+β1FCFt+β2REL_Rt+β3MKTt+β4FCFt×REL_Rt+β5FCFt×MKTt

+β6FCFt×REL_Rt×MKTt+β7FIRSTt+β8MANGSHRt+β9PLUt

+β10INDRATIOt+β11LNBOARDt+β12MEETt+β13AUDITCOMITTt

+β14COMPENSATIONt+β15STRATEGYt+β16NOMt+β17BIG4t

+β18INSSHRt+β19SIZEt+β20LEVt+β21LOSSt+β22STATEt+β23GDP_PCt

+∑INDUSTRY+∑2001-2012YEAR+ε

(3)

其中，變量MKT表示公司所處地域的市場化程度，等于樊綱等(2011)提供的各省、直轄市、自治區(qū)的市場化總指數(shù)。其他變量與模型(2)中的變量一致。

(四)樣本篩選

本文選取2001年至2012年中國A股所有上市公司作為研究對象，初始樣本量為23 159個觀測值(Firm-year)，按照如下的順序篩選樣本：(1)剔除金融保險業(yè)觀測值323個；(2)剔除交易狀態(tài)為ST、*ST、PT類的觀測值1 653個；(3)剔除凈資產(chǎn)小于0的觀測值41個；(4)剔除IPO當年的觀測值1 458個；(5)剔除同時在B股、H股上市的觀測值1 431個；(6)剔除宗教數(shù)據(jù)缺失的觀測值3 442個；(7)剔除變量數(shù)據(jù)缺失的觀測值2 183個。最終獲得12 628個觀測值，涵蓋1 901家上市公司，表明樣本具有一定的代表性。限于篇幅，本文未報告樣本按照年度和行業(yè)分布情況。我們的統(tǒng)計結(jié)果顯示，樣本中存在年度和行業(yè)的群聚效應(yīng)，因此采用年度和公司的Cluster調(diào)整(Petersen，2009)，以減少群聚效應(yīng)對研究結(jié)論的影響。

(五)數(shù)據(jù)來源

本文研究中所使用的宗教氛圍數(shù)據(jù)依據(jù)CCER數(shù)據(jù)庫提供的公司注冊地信息以及Google-earth軟件提供的地理經(jīng)緯坐標信息手工計算獲得。研究中所涉及的治理結(jié)構(gòu)數(shù)據(jù)(例如，第一大股東持股比例、董事長和總經(jīng)理是否兩職合一、獨立董事占比、公司高管持股比例等)、財務(wù)數(shù)據(jù)均來源于CSMAR數(shù)據(jù)庫，行業(yè)信息和最終控制人性質(zhì)來源于CCER數(shù)據(jù)庫以及CSMAR數(shù)據(jù)庫。為了減小極端值對回歸結(jié)果的影響，本文對所有連續(xù)變量(例如FIRST、SIZE、LEV、INSSHR、FCF等)進行了高低1%分位的Winsorize縮尾處理。

四、實證分析

(一)描述性統(tǒng)計結(jié)果

表2提供了變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果。過度投資變量OINV的均值約為0.0413，表明上市公司的平均過度投資額占銷售收入的比重大約為4.13%。自由現(xiàn)金流FCF的均值約為0.0579，表明上市公司普遍擁有正向的自由現(xiàn)金流。宗教氛圍變量REL_R(R=150、200、250、300)的均值分別為5.3122、8.1045、11.0836、14.5840。變量MKT的均值約為8.1190，最大值為11.71，最小值為0.33，說明上市公司的外部環(huán)境差異明顯。

表2中其他變量的描述性統(tǒng)計如下：第一大股東持股比例FIRST的均值為0.3844，表明上市公司的股權(quán)集中程度較高，與“一股獨大”的股權(quán)結(jié)構(gòu)現(xiàn)狀基本吻合。公司高管持股比例MANGSHR的統(tǒng)計結(jié)果說明，上市公司高管的持股比例差異巨大，最大值為69.89%，最小值接近0，變量MANGSHR的均值約為3.15%，說明平均來看高管的持股比例偏低。董事長和總經(jīng)理兩職合一的虛擬變量PLU的均值約為14.20%，表明樣本中大約14.20%的觀測存在兩職合一現(xiàn)象，大部分上市公司選擇了兩職分離的治理結(jié)構(gòu)。變量INDRATIO的均值約33.17%，接近上市公司獨立董事法定最低要求(1/3)，表明上市公司設(shè)立獨立董事很可能是為了迎合證監(jiān)會的規(guī)定。變量LNBOARD的均值為2.2120，說明上市公司的董事會平均擁有9名董事(e2.2120)。變量MEET的均值約為8.5917，表明上市公司董事會舉行會議的次數(shù)平均約為9次。變量AUDITCOMITT、COMPENSATION、STRATEGY、NOM的均值分別為0.7316、0.7413、0.5865、0.5688，分別表明大約73.16%的公司設(shè)立了審計委員會、74.13%的公司設(shè)立了薪酬委員會、58.65%的公司設(shè)立了戰(zhàn)略委員會、56.88%的公司設(shè)立了提名委員會。變量BIG4的均值為0.0368，說明只有3.68%的公司選擇四大會計事務(wù)所作為其年報審計師。INSSHR的均值約為0.1570，最大值為0.8005，最小值為0，表明機構(gòu)投資者在各公司中的持股比例差異巨大。公司資產(chǎn)規(guī)模的自然對數(shù)SIZE差異巨大，最大值為25.0137，最小值為19.1652。變量LEV的統(tǒng)計結(jié)果顯示上市公司的平均資產(chǎn)負債率為0.4828，然而公司之間財務(wù)杠桿的差異巨大，最大值為0.8963，最小值為0.0330。變量LOSS的均值為0.1034，表示存在虧損的上市公司比例約為10.34%。變量STATE的均值約為0.6338，表明上市公司群體以國有企業(yè)為主。省級人均GDP變量(GDP_PC)的單位為千元人民幣，考慮到各省人均GDP地區(qū)差異和高速發(fā)展的現(xiàn)實情況，統(tǒng)計結(jié)果符合現(xiàn)實國情。

表2　描述性統(tǒng)計

(二)相關(guān)系數(shù)分析結(jié)果

表3提供了主要解釋變量與被解釋變量之間的Pearson相關(guān)系數(shù)。統(tǒng)計結(jié)果顯示，自由現(xiàn)金流與過度投資之間存在顯著的正相關(guān)關(guān)系，初步印證了過度投資的自由現(xiàn)金流假說(Jensen，1986；Richardson，2006)。宗教變量REL_R(R=150、200、250、300)分別與過度投資顯著負相關(guān)，結(jié)果初步支持了本文的假設(shè)1。外部環(huán)境的市場化(MKT)與過度投資之間存在顯著的負相關(guān)關(guān)系。

表3　Pearson相關(guān)系數(shù)

注：***、**和*分別表示在1%、5%和10%水平上顯著(雙尾)，下同。

(三)多元回歸結(jié)果

表4第(1)列至第(4)列分別報告了半徑為150、200、250、300公里的宗教氛圍變量對自由現(xiàn)金流—過度投資反應(yīng)系數(shù)的回歸結(jié)果。在第(1)列至第(4)列中自由現(xiàn)金流(FCF)與過度投資始終在1%水平上顯著正相關(guān)，表明在宗教影響為0的情況下自由現(xiàn)金流對過度投資的反應(yīng)系數(shù)分別約為0.1385、0.1519、0.1481、0.1488，研究結(jié)果支持了自由現(xiàn)金流假說(Jensen，1986；Richardson，2006)。宗教氛圍變量REL_R分別與過度投資顯著負相關(guān)，宗教氛圍越濃厚，過度投資越少。在第(1)列至第(4)列中宗教氛圍變量與FCF的交乘項系數(shù)分別在1%水平上顯著為負(系數(shù)=-0.0036，t=-3.41；系數(shù)=-0.0041，t=-5.44；系數(shù)=-0.0026，t=-5.41；系數(shù)=-0.0020，t=-4.56)，表明宗教氛圍降低了自由現(xiàn)金流對過度投資的反應(yīng)系數(shù)。交乘項的系數(shù)說明宗教氛圍每變動一個標準差，自由現(xiàn)金流對過度投資的反應(yīng)系數(shù)分別降低了12.85%、20.18%、18.60%、16.92%。以上結(jié)果表明宗教氛圍減少了投資活動中的代理沖突，有效發(fā)揮了公司治理的作用，不僅在統(tǒng)計上而且在經(jīng)濟意義上均是顯著的。總體上，第(1)列至第(4)列的回歸結(jié)果支持了本文的假設(shè)1。

表4　宗教氛圍與代理沖突的多元回歸結(jié)果

注：t值均經(jīng)過公司和年度的cluster穩(wěn)健性調(diào)整(Petersen，2009)，下同。

表4中第(1)列至第(4)列的控制變量的回歸結(jié)果如下：第一大股東持股比例(FIRST)在1%水平上與過度投資顯著負相關(guān)，表明第一大股東的持股比例越高，大股東的監(jiān)督力度越強，所有者與經(jīng)營者之間的代理沖突越低，公司的過度投資程度顯著更低。兩職合一(PLU)分別在1%或5%水平上與過度投資顯著正相關(guān)，表明管理者掌握的權(quán)力越集中，公司的代理問題越嚴重，經(jīng)理層越傾向進行過度投資。董事規(guī)模(LNBOARD)的系數(shù)符號顯著為負，表明董事會規(guī)模能夠顯著抑制企業(yè)的過度投資行為。董事會開會的次數(shù)(MEET)與過度投資顯著正相關(guān)，說明董事會的開會次數(shù)越多，越促進了企業(yè)的過度投資行為。公司規(guī)模(SIZE)與過度投資顯著正相關(guān)，說明企業(yè)規(guī)模越大，代理問題越嚴重，越可能生成過度投資。公司財務(wù)杠桿(LEV)與過度投資顯著負相關(guān)，表明負債作為融資的約束能夠有效降低企業(yè)過度投資水平(王彥超，2009)。變量LOSS的系數(shù)顯著為負，表明虧損的企業(yè)受到收購市場的威脅以及融資約束，公司的過度投資程度更低。變量STATE的系數(shù)顯著為負，說明平均來看國有控股企業(yè)的過度投資程度較低。其他變量的系數(shù)在統(tǒng)計上均不顯著。

表5　制度環(huán)境與宗教氛圍的替代效應(yīng)回歸結(jié)果

表5報告了制度環(huán)境與宗教氛圍交乘后的多元回歸結(jié)果，第(1)列至第(4)列分別對應(yīng)150、200、250、300公里宗教氛圍變量。第(1)列至第(4)列中宗教氛圍變量REL_R(R=150、200、250、300)的系數(shù)符號分別在1%或5%水平上顯著為負，變量FCF的系數(shù)符號均在1%水平上顯著為正。交乘項FCF×REL_R(R=150、200、250、300)的系數(shù)符號分別在1%水平上顯著為負，回歸結(jié)果支持了本文假設(shè)1，與表4的結(jié)果保持一致。變量FCF×MKT分別在1%水平上與過度投資顯著負相關(guān)，與楊華軍和胡亦明(2007)的研究結(jié)論一致。MKT的系數(shù)符號在1%水平上顯著為負。變量FCF×MKT和MKT的系數(shù)表明制度環(huán)境降低了企業(yè)投資活動中的代理沖突。變量FCF×REL_R×MKT(R=150、200、250、300)的系數(shù)符號均在1%水平上顯著為正，表明宗教氛圍與制度環(huán)境之間在抑制代理沖突中存在替代效應(yīng)，換言之，地區(qū)的制度環(huán)境越完善，宗教氛圍降低自由現(xiàn)金流對過度投資反應(yīng)系數(shù)的效果越弱。表5中的回歸結(jié)果支持了本文的假設(shè)2。

五、穩(wěn)健性檢驗

(一)主要變量的穩(wěn)健性檢驗。對被解釋變量和主要解釋變量分別進行了穩(wěn)健性檢驗：(1)采用資本性投資除以平均總資產(chǎn)計算的過度投資作為被解釋變量，限于篇幅未報告回歸結(jié)果。重復正文研究，結(jié)果與前文保持一致。(2)按照間隔20公里重新計算了宗教氛圍變量，限于篇幅未報告結(jié)果，重復正文研究，結(jié)果與正文保持一致。

(二)內(nèi)生性的討論。(1)依循El Ghoul等(2012)和Du(2013)的做法，本文刪除了公司上市年度在2001年之后的觀測值，最終獲得9 438個觀測值。重復正文研究，結(jié)果與前文保持一致。(2)依循El Ghoul等(2012)和Du(2013)的做法，本文刪除了少數(shù)民族省份的觀測值，重復正文研究，結(jié)果與前文保持一致。(3)本文采用GMM工具變量方法控制內(nèi)生性問題，選取的工具變量與表6中兩階段回歸方法使用的工具一致，限于篇幅未在正文中報告回歸結(jié)果。重復正文研究，回歸結(jié)果與前文保持一致。(4)為了控制潛在的內(nèi)生性問題，本文采用兩階段回歸方法(Du等，2014a)，第一階段控制了省稅收總額的自然對數(shù)(LNTAX)、省級人口的自然對數(shù)(POPLUATION)、省人均收入的自然對數(shù)(INCOME_PC)、省內(nèi)鐵路里程的自然對數(shù)(TRANSPORT)、省內(nèi)大學的數(shù)量(UNV)以及第二階段中所有的控制變量。表6報告了兩階段的回歸結(jié)果，限于篇幅省略了控制變量的回歸結(jié)果。重復正文的研究，結(jié)果與前文保持一致。

表6　OLS-TOBIT兩階段回歸結(jié)果

注：REL_R*表示第一階段預測的宗教變量，控制變量與正文模型中的控制變量定義一致。

六、結(jié)論及未來研究方向

本質(zhì)上社會制度為經(jīng)濟運行提供了基礎(chǔ)性保障，相對完善的制度環(huán)境能夠促進經(jīng)濟平穩(wěn)有序的健康發(fā)展，反之則束縛整個經(jīng)濟前進的步伐。前期研究表明中國經(jīng)濟的高速增長難以從相對薄弱的正式制度的角度加以解釋(Allen等，2005)，因此，本文從非正式制度出發(fā)，研究了宗教作為社會規(guī)范對公司治理的影響，檢驗了A股上市公司的宗教氛圍是否以及如何影響公司投資活動中的代理沖突。本文采用過度投資與自由現(xiàn)金流的敏感度度量投資活動中的代理沖突，即投資的代理沖突越嚴重，公司的過度投資與自由現(xiàn)金流之間的敏感度越強(Jensen，1986；Stulz，1990)。此外，依據(jù)Du (2013)和陳冬華等(2013)的宗教氛圍度量方法，本文分別計算了公司方圓150公里至300公里內(nèi)的寺廟的個數(shù)，由此度量公司宗教氛圍的強度。研究結(jié)果顯示，宗教氛圍顯著降低了過度投資與自由現(xiàn)金流之間的敏感度，公司的宗教氛圍越強，公司投資活動中的代理沖突越弱。進一步，將正式的制度環(huán)境引入研究中，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，正式制度環(huán)境顯著降低了宗教氛圍對投資活動的代理沖突的抑制作用，換言之，公司所處地域的正式制度越完善，宗教降低公司的過度投資與自由現(xiàn)金流的敏感度(代理沖突)的治理效果越弱，表明正式制度環(huán)境與宗教之間存在顯著的替代效應(yīng)。

本文的研究結(jié)論希望為政策制定提供如下啟示：(1)隨著宗教、傳統(tǒng)文化等在我國社會的逐漸復興，我們應(yīng)該認識到這些非正式制度對社會發(fā)展所發(fā)揮的持續(xù)積極作用*習近平總書記于2014年3月27日訪問位于法國巴黎的聯(lián)合國教科文組織總部，并發(fā)表“有關(guān)人類文明交流互鑒”的演講。在演講中他強調(diào)佛教在中國社會中發(fā)揮的重要作用，并指出中國佛教也日益建立起文化自覺，主動投身于中華文明創(chuàng)造性轉(zhuǎn)化與創(chuàng)新性發(fā)展的歷史洪流之中。http://fo.ifeng.com/special/hai9/yaowen/detail_2014_03/28/35252689_0.shtml。。雖然屬于意識形態(tài)范疇的宗教存在著一部分糟粕，但并不能因此而完全否定宗教對我國社會發(fā)展的貢獻。當今需要積極面對的一個問題是，在正式制度相對薄弱的環(huán)境中認真審視宗教等非正式制度本身對社會發(fā)展、市場運行的作用，取其精華棄其糟粕。(2)宗教、文化、習俗及傳統(tǒng)等非正式制度構(gòu)成了社會運行的基本規(guī)則(Williamson，2000)。由于正式契約的不完備性，正式制度不可能事無巨細地建立社會規(guī)則，這勢必導致正式制度占社會制度的比重有限，即使在發(fā)達的正式制度環(huán)境中社會的運行仍大量需要依靠非正式制度來維系和潤滑?；氐焦局卫眍I(lǐng)域，正式制度的建設(shè)對完善公司治理固然重要，但不能忽視宗教等非正式制度在由人所組成的公司組織中發(fā)揮公司治理的作用，在加強公司治理的過程中既需要正式契約的規(guī)范又需要意識形態(tài)的規(guī)范。(3)政策制定者和監(jiān)管者應(yīng)正確認識宗教等非正式制度與正式制度之間的互補作用，當正式制度的執(zhí)行受到制約時，非正式制度能夠在一定程度上降低相對薄弱的正式契約導致的社會運行成本。

本文仍然存在諸多不足之處，我們將其總結(jié)如下：(1)本文計算過度投資的模型是基于Richardson (2006)提出的殘差度量模型，不容忽視的是該模型無法全面精準地模型化企業(yè)投資面臨的全部因素。(2)受到數(shù)據(jù)采集方法的局限以及采集難度的困擾，本文未采用調(diào)查研究的方式來直接采集公司管理層或董事會的宗教信仰類型和宗教信仰比例，因此宗教因素的度量可能不夠精確。(3)研究結(jié)論僅限于2001年至2012年，受到數(shù)據(jù)庫信息的制約無法將研究拓展到更廣闊的時間區(qū)間中，未來可通過擴充數(shù)據(jù)區(qū)間進一步拓展宗教經(jīng)濟學在公司投資領(lǐng)域的研究。(4)研究需要進一步輔助采用實驗研究與田野調(diào)查相結(jié)合的方法對中國社會中宗教與代理成本之間的關(guān)系進行調(diào)研，該項調(diào)研可以作為未來研究的一個方向。

(責任編輯：喜雯)

Religious Atmosphere and Agency Conflicts in

Corporate Investment:An Empirical Study Based

on the Number of Temples around Listed Companies

Zeng Quan, Pei Hongmei

(SchoolofManagement,XiamenUniversity,FujianXiamen361005,China)

Abstract:Economic operation relies on specific social institutions, but it is difficult to explain the rapid development of Chinese economy from the perspective of formal systems. Therefore, this paper explores the role of religion as an informal system in microeconomic operation, and further investigates the effects of the interaction of informal and formal systems on corporate behavior. Using the hand-collected data of the number of temples around listed firms from 2001 to 2012, this paper takes the coefficient of the response of free cash flow to over-investment as a proxy of agency conflicts in corporate investment, and examines whether religious atmosphere affects agency conflicts between owners and managers in corporate investment. It finds that religious atmosphere is significantly negatively associated with agency conflicts, suggesting that religious atmosphere is conducive to the mitigation of agency conflicts in corporate investment. Moreover, it also shows that formal systems attenuate the negative association between religious atmosphere and agency conflicts.

Key words:religious atmosphere; agency conflict; over-investment; free cash flow

作者簡介：曾泉(1982-)，男，江西贛州人，廈門大學管理學院助理教授，管理學(會計)博士；

收稿日期：2015-06-10

中圖分類號：F830.91；F275

文獻標識碼：A

文章編號：1009-0150(2016)01-0035-15

DOI:10.16538/j.cnki.jsufe.2016.01.004

參考文獻：主要

[1]陳冬華，胡曉莉，梁上坤，新夫．宗教傳統(tǒng)與公司治理[J]．經(jīng)濟研究，2013，(9)．

[2]杜興強，曾泉，杜穎潔．政治聯(lián)系、過度投資與公司價值——基于國有上市公司的經(jīng)驗證據(jù)[J]．金融研究，2011，(8)．

[3]樊綱，王小魯，朱恒鵬．中國市場化指數(shù)/各地區(qū)市場化相對進程2011年報告[M]．北京：經(jīng)濟科學出版社，2011．

[4]方立天．中國佛教倫理思想論綱[J]．中國社會科學，1996，(2)．

[5]羅黨論，應(yīng)千偉，常亮．銀行授信、產(chǎn)權(quán)與企業(yè)過度投資：中國上市公司的經(jīng)驗證據(jù)[J]．世界經(jīng)濟，2012，(3)．

[6]王彥超．融資約束、現(xiàn)金持有與過度投資[J]．金融研究，2009，(7)．

[7]魏明海，柳建華．國企分紅、治理因素與過度投資[J]．管理世界，2007，(4)．

[8]楊華軍，胡奕明．制度環(huán)境與自由現(xiàn)金流的過度投資[J]．管理世界，2007，(9)．

[9]俞紅海，徐龍炳，陳百助．終極控股股東控制權(quán)與自由現(xiàn)金流過度投資[J]．經(jīng)濟研究，2010，(8)．

[10]Allen F., Qian J., Qian M. J. Law, Finance, and Economic Growth in China[J]. Journal of Financial Economics, 2005, 77(1): 57-116.

[11]Bastow D. Buddhist Ethics [J]. Religious Studies, 1969, 5(2): 195-206.

[12]Coval J. D., Moskowitz T. J. Home Bias at Home: Local Equity Preference in Domestic Portfolios [J]. The Journal of Finance, 1999, 54(6): 2045-2073.

[13]Du X. Q. Does Religion Matter to Owner-Manager Agency Costs? Evidence from China [J]. Journal of Business Ethics, 2013, 118(2): 319-347.

[14]Du X. Does Religion Mitigate Tunneling? Evidence from Chinese Buddhism [J]. Journal of Business Ethics, 2014, 125(2): 299-327.

[15]Du X. Q., Jian W., Du Y., Feng W., Zeng Q. Religion, the Nature of Ultimate Owners, and Corporate Philanthropic Giving: Evidence from China [J]. Journal of Business Ethics, 2014a,123(2): 235-256.

[16]Du X. Q., Jian W., Zeng Q., Du Y. Corporate Environmental Responsibility in Polluting Industries: Does Religion Matter? [J]. Journal of Business Ethics. 2014b, 124(3): 485-507.

[17]Dyreng S. D., Mayew W. J., Williams C. D. Religious Social Norms and Corporate Financial Reporting [J]. Journal of Business Finance & Accounting, 2012, 39 (7-8): 845-875.

[18]El Ghoul S., Guedhami O., Ni Y., Pittman J., Saadi S. Does Religion Matter to Equity Pricing? [J]. Journal of Business Ethics, 2012, 111(4): 491-518.

[19]El Ghoul S., Guedhami O., Ni Y., Pittman J., Saadi S. Does Information Asymmetry Matter to Equity Pricing? Evidence from Firms’ Geographic Location [J]. Contemporary Accounting Research,2013,30(1):140-181.

[20]Freund S., Prezas A. P., Vasudevan G. K. Operating Performance and Free Cash Flow of Asset Buyers [J]. Financial Management, 2003, 32 (4): 87-106.

[21]Gibbs P. A. Determinants of Corporate Restructuring: The Relative Importance of Corporate Governance, Takeover Threat, and Free Cash Flow [J]. Strategic Management Journal, 1993, 14(S1): 51-68.

[22]Hilary G., Hui K. W. Does Religion Matter in Corporate Decision Making in America? [J]. Journal of Financial Economics, 2009, 93(3): 455-473.

[23]Jensen M. C. Agency Costs of Free Cash Flow, Corporate Finance, and Takeovers [J]. The American Economic Review, 1986, 76(2): 323-329.

[24]La Porta R., Lopez-De-Silanes F., Shleifer A., Vishny R.W. Law and Finance [J]. Journal of Political Economy, 1998, 106(6):1113-1155.

[25]Lam K. C., Shi G. Factors Affecting Ethical Attitudes in Mainland China and Hong Kong [J]. Journal of Business Ethics, 2008, 77(4): 463-479.

[26]Loughran T., Schultz P. Liquidity: Urban Versus Rural Firms [J]. Journal of Financial Economics, 2005, 78(2): 341-374.

[27]Marquis C., Glynn M. A., Davis G. F. Community Isomorphism and Corporate Social Action [J]. Academy of Management Review, 2007, 32(3): 925-945.

[28]McGuire S. T., Omer T. C., Sharp N. Y. The Impact of Religion on Financial Reporting Irregularities [J]. The Accounting Review, 2012, 87(2): 645-673.

[29]North D. C. Institutions, Institutional Change and Economic Performance [M]. Cambridge University Press, 1990.

[30]Pace S. Does Religion Affect the Materialism of Consumers? An Empirical Investigation of Buddhist Ethics and the Resistance of the Self [J]. Journal of Business Ethics, 2013, 112(1): 25-46.

[31]Petersen M. A. Estimating Standard Errors in Finance Panel Data Sets: Comparing Approaches [J]. Review of Financial Studies, 2009, 22(1): 435-480.

[32]Pirinsky C., Wang Q. H. Does Corporate Headquarters Location Matter for Stock Returns?[J]. The Journal of Finance, 2006, 61(4):1991-2015.

[33]Pryor F. L. A Buddhist Economic System-in Principle [J]. American Journal of Economics and Sociology, 1990, 49(3): 339-349.

[34]Richardson S. Over-Investment of Free Cash Flow [J]. Review of Accounting Studies, 2006, 11(2-3):159-189.

[35]Shleifer A., Vishny R. W. Politicians and Firms [J]. The Quarterly Journal of Economics, 1994, 109 (4): 995-1025.

[36]Stulz R. Managerial Discretion and Optimal Financing Policies [J]. Journal of Financial Economics, 1990, 26 (1): 3-27.

[37]Williamson O. E. The New Institutional Economics: Taking Stock, Looking Ahead [J]. Journal of Economic Literature, 2000, 38 (3): 595-613.