吳建祥

(西安財(cái)經(jīng)大學(xué) 統(tǒng)計(jì)學(xué)院，陜西 西安 710100)

一、引言

經(jīng)理管理防御是指在公司內(nèi)外治理機(jī)制下經(jīng)理人會(huì)面臨被解雇、企業(yè)破產(chǎn)與接管等所帶來(lái)的威脅與壓力，經(jīng)理人在這樣的情境下選擇有利于維護(hù)自身職位安全并追求自身效用最大化的行為或策略。經(jīng)理管理防御的首要目的是固守職位，其次是個(gè)人利益最大化。經(jīng)理人是企業(yè)財(cái)務(wù)決策的提議者和執(zhí)行者，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(jīng)理人個(gè)人偏好和個(gè)人利益的影響較大，經(jīng)理管理防御扭曲企業(yè)財(cái)務(wù)決策行為，降低企業(yè)資源配置效率。如何防范和約束經(jīng)理管理防御行為成為亟待解決的重要現(xiàn)實(shí)問(wèn)題?，F(xiàn)有研究證實(shí)經(jīng)理的人口學(xué)特征、公司內(nèi)部治理機(jī)制、外部治理環(huán)境是影響經(jīng)理管理防御的重要因素[1]?；谥袊?guó)上市公司股權(quán)集中和終極控制權(quán)視角，上市公司普遍存在實(shí)際控制人，實(shí)際控制人對(duì)公司的內(nèi)部治理和財(cái)務(wù)決策產(chǎn)生重要影響[2]。實(shí)際控制人是監(jiān)督經(jīng)理人的主要力量，實(shí)際控制人與經(jīng)理人之間存在利益沖突，他們之間存在合作與競(jìng)爭(zhēng)，而現(xiàn)有文獻(xiàn)很少關(guān)注公司實(shí)際控制人主導(dǎo)公司內(nèi)部治理和財(cái)務(wù)決策模式下，實(shí)際控制人控制權(quán)對(duì)經(jīng)理管理防御的影響，相關(guān)的研究是考察高管控制權(quán)或企業(yè)內(nèi)部控制權(quán)對(duì)經(jīng)理層自利行為的影響[3]，以及單一代理關(guān)系下或雙重代理關(guān)系下，探討大股東的掏空行為與管理層自利行為的主要影響因素[4]?？傊F(xiàn)有文獻(xiàn)很少涉及實(shí)際控制人控制對(duì)經(jīng)理管理防御的影響。

進(jìn)一步分析實(shí)際控制人對(duì)公司的控制，實(shí)際控制人擁有的剩余控制權(quán)可能偏離其持股比例，實(shí)際控制人擁有剩余控制權(quán)大小決定其在公司內(nèi)部治理和管理層面的實(shí)際控制程度。實(shí)際控制人的控制度反映實(shí)際控制人對(duì)公司的監(jiān)督和控制能力，推測(cè)實(shí)際控制人控制度對(duì)經(jīng)理管理防御行為有重要的影響，故本文嘗試從實(shí)際控制人控制度的視角，考察實(shí)際控制人控制度特征變量對(duì)經(jīng)理管理防御的影響，試圖回答以下問(wèn)題：實(shí)際控制人控制度特征如何度量？實(shí)際控制人控制度是提高還是降低經(jīng)理管理防御程度呢？實(shí)際控制人控制度對(duì)經(jīng)理管理防御的影響機(jī)制是什么？

為解答以上實(shí)際問(wèn)題，本文選取2013—2017年中國(guó)A股滬深上市公司為研究樣本，從實(shí)際控制人的股權(quán)優(yōu)勢(shì)、對(duì)董事和關(guān)鍵職位的控制方面構(gòu)建實(shí)際控制人控制度的特征變量，從管理防御的結(jié)果視角，選取管理費(fèi)用率作為經(jīng)理管理防御程度的替代變量，實(shí)證檢驗(yàn)實(shí)際控制人控制度特征變量對(duì)經(jīng)理管理防御的直接影響、影響機(jī)制和影響條件，從理論上給予解釋?zhuān)瑢?shí)證上進(jìn)行檢驗(yàn)。

二、理論分析與研究假設(shè)

(一)實(shí)際控制人控制度特征變量的構(gòu)建

實(shí)際控制人的控制度反映實(shí)際控制人掌握公司剩余控制權(quán)的大小，也能反映其對(duì)公司的監(jiān)督和控制能力。按照高闖和關(guān)鑫[5]的分析邏輯，實(shí)際控制人對(duì)上市公司的控制涉及股東大會(huì)、董事會(huì)和經(jīng)理層三個(gè)層面。實(shí)踐中，實(shí)際控制人常通過(guò)股權(quán)優(yōu)勢(shì)、戰(zhàn)略決策和關(guān)鍵崗位人員安排來(lái)實(shí)現(xiàn)對(duì)企業(yè)的控制，按此思路選取實(shí)際控制人控制度的特征變量，下面分別敘述實(shí)際控制人在股東大會(huì)、董事會(huì)和經(jīng)理層三個(gè)層面的控制度特征變量。

股東大會(huì)是決定公司重大決策的權(quán)力機(jī)關(guān)，其權(quán)力主要表現(xiàn)在投票權(quán)。在“少數(shù)服從多數(shù)”和“一股一票”的表決制度下，實(shí)際控制人通過(guò)金字塔結(jié)構(gòu)、交叉持股、股東協(xié)議和投票權(quán)協(xié)議等獲得更多的投票權(quán)，以達(dá)到控制股東大會(huì)的目的。找出每條股權(quán)關(guān)系鏈中實(shí)際控制人持有股份最少的那個(gè)股份比例，然后將其最小值進(jìn)行加總，實(shí)際控制人終極控制權(quán)的數(shù)學(xué)表達(dá)式如下：

VR=∑min(Ri1，Ri2，…，Rin)

其中Rin表示與實(shí)際控制人有關(guān)的n個(gè)鏈條中第i個(gè)鏈條上的持股比例。

實(shí)際控制人現(xiàn)金流權(quán)是實(shí)際控制人所擁有的最終所有權(quán)收益，表示實(shí)際控制人的分紅收益權(quán)。將上市公司每條股權(quán)關(guān)系鏈中的各層實(shí)際控制人的股權(quán)比例相乘，然后將結(jié)果進(jìn)行加總，實(shí)際控制人現(xiàn)金流權(quán)的數(shù)學(xué)表達(dá)式為：

實(shí)際控制人對(duì)上市公司的所有權(quán)即現(xiàn)金流權(quán)，終極控制權(quán)又稱(chēng)為投票權(quán)。在直接控股的情況下，所有權(quán)比例和控制權(quán)比例相等。但通過(guò)復(fù)雜的控制鏈條間接控制的上市公司，實(shí)際控制人對(duì)上市公司的控制程度一般偏離其持股比例。

實(shí)際控制人對(duì)董事會(huì)的控制表現(xiàn)在其控制的董事席位常常超出其持股比例，即形成董事會(huì)席位超額控制。董事會(huì)決議的表決實(shí)行一人一票及多數(shù)原則，以參加董事會(huì)的董事所表決的票數(shù)占全體董事人數(shù)的比例來(lái)確定是否通過(guò)決議，控制董事會(huì)的席位數(shù)以控制董事會(huì)的決議，達(dá)到控制董事會(huì)決策的目的。故用實(shí)際控制人委派董事的比例來(lái)衡量實(shí)際控制人對(duì)董事會(huì)的控制度。

實(shí)際控制人委派自己人擔(dān)任公司的高級(jí)管理人員以實(shí)現(xiàn)對(duì)企業(yè)關(guān)鍵職位的控制。一般地，實(shí)際控制人委派自己人擔(dān)任上市公司的管理層以控制公司決策和經(jīng)營(yíng)管理，也有利于實(shí)際控制人對(duì)公司經(jīng)理層的監(jiān)督。用經(jīng)理人是否由實(shí)際控制人委派來(lái)度量控股股東對(duì)經(jīng)理層的控制[6]。如果經(jīng)理人由實(shí)際控制人直接或間接委派，實(shí)際控制人對(duì)公司的控制度會(huì)增強(qiáng)。

基于以上分析，實(shí)際控制人控制滲透于治理結(jié)構(gòu)中，得到實(shí)際控制人在股東大會(huì)、董事會(huì)和經(jīng)理層三個(gè)層面上的控制度結(jié)構(gòu)特征指標(biāo)，見(jiàn)表1。

(二)實(shí)際控制人控制度的特征變量與經(jīng)理管理防御關(guān)系的研究假設(shè)

下面分析實(shí)際控制人控制度的特征變量對(duì)經(jīng)理管理防御的影響，主要從實(shí)際控制人的監(jiān)督動(dòng)機(jī)和監(jiān)督能力方面分析其影響機(jī)理，并提出研究假設(shè)。

從組織控制的視角，當(dāng)實(shí)際控制人的控制權(quán)比例越高時(shí)，實(shí)際控制人擁有的投票權(quán)和影響力也越強(qiáng)，參與公司經(jīng)營(yíng)管理決策的積極性也越強(qiáng)。在公司約束與激勵(lì)機(jī)制既定的條件下，實(shí)際控制人會(huì)提高經(jīng)理層的監(jiān)督強(qiáng)度，這樣能提高公司治理效率，降低企業(yè)代理成本[7]?，F(xiàn)有研究表明，大股東是監(jiān)督經(jīng)理層的主要監(jiān)督力量，大股東的有效監(jiān)督能降低管理者代理成本。值得注意的是，實(shí)際控制人在正常的經(jīng)營(yíng)管理過(guò)程或利益侵占過(guò)程中，需要得到管理者的幫助與合作，形成實(shí)際控制人與經(jīng)理人的合作或合謀，這樣可能提高經(jīng)理管理防御程度。經(jīng)理管理防御程度取決于這兩種效應(yīng)的綜合作用，實(shí)際控制人對(duì)經(jīng)理人的監(jiān)督占主導(dǎo)效應(yīng)，推測(cè)隨著實(shí)際控制人的控制權(quán)增強(qiáng)，對(duì)經(jīng)理人的監(jiān)督動(dòng)機(jī)和監(jiān)督效果會(huì)增強(qiáng)，能有效抑制經(jīng)理管理防御行為。據(jù)此提出如下假設(shè)：

假設(shè)1：在其它既定條件下，實(shí)際控制人的終極控制權(quán)越大，經(jīng)理管理防御程度越弱。

現(xiàn)金流權(quán)大小體現(xiàn)股東對(duì)公司剩余收益分配的權(quán)力，現(xiàn)金流權(quán)收益是大股東監(jiān)督經(jīng)理層的主要?jiǎng)恿?。隨著實(shí)際控制人現(xiàn)金流權(quán)的增加，經(jīng)理道德風(fēng)險(xiǎn)行為對(duì)實(shí)際控制人利益的損失也越大，為了降低自身利益的損失，實(shí)際控制人有動(dòng)力去監(jiān)督管理者，迫使公司管理者努力工作、提高企業(yè)戰(zhàn)略決策的質(zhì)量，從而提高企業(yè)價(jià)值，以增加自身收益?，F(xiàn)有研究證明終極控制股東持有的現(xiàn)金流量權(quán)越大，越有可能監(jiān)督管理者，此時(shí)管理者獲取控制權(quán)私利的成本也越高，利益侵占行為受到抑制。因此，提高實(shí)際控制人的現(xiàn)金流權(quán)能提高實(shí)際控制人對(duì)經(jīng)理層的監(jiān)督強(qiáng)度，防止經(jīng)理層為了私有收益損害公司利益，以抑制經(jīng)理管理防御行為。基于以上分析，提出如下假設(shè)：

假設(shè)2：在其它條件既定條件下，實(shí)際控制人現(xiàn)金流量權(quán)越大，經(jīng)理管理防御程度越弱。

許多上市公司的實(shí)際控制人實(shí)際擁有董事會(huì)的超額控制權(quán)?？毓晒蓶|委派執(zhí)行董事參與公司管理對(duì)公司治理水平有一定的影響，研究發(fā)現(xiàn)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(shí)也增強(qiáng)高管的薪酬—業(yè)績(jī)敏感性[8]，說(shuō)明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。實(shí)際控制人在董事會(huì)席位比例越高，使得實(shí)際控制人在公司重大戰(zhàn)略決策和經(jīng)營(yíng)決策時(shí)更好地體現(xiàn)自身利益，也通過(guò)委派的董事獲得公司經(jīng)營(yíng)活動(dòng)的更多內(nèi)部信息，能更好地監(jiān)督管理層。據(jù)此，提出如下假設(shè)：

假設(shè)3：在其它條件既定條件下，實(shí)際控制人委派董事比例越大，經(jīng)理管理防御程度越弱。

經(jīng)理人來(lái)源決定了經(jīng)理人的獨(dú)立性，當(dāng)經(jīng)理人由實(shí)際控制人直接或間接指派時(shí)，經(jīng)理與實(shí)際控制人是利益一致行動(dòng)人。那么經(jīng)理由實(shí)際控制人委派是否會(huì)促進(jìn)經(jīng)理實(shí)施管理防御行為呢？當(dāng)經(jīng)理人由實(shí)際控制人委派時(shí)，經(jīng)理人會(huì)權(quán)衡防御的收益與成本，再作出是否實(shí)施防御行為的決策，此種情況下經(jīng)理防御的主要?jiǎng)訖C(jī)是攫取控制權(quán)私利。現(xiàn)有研究表明，經(jīng)理由控股股東委派時(shí)，經(jīng)理手中的實(shí)際控制權(quán)增強(qiáng)，經(jīng)理人是大股東利益代表人，容易出現(xiàn)大股東和經(jīng)理人利用控制權(quán)進(jìn)行合謀，共同侵占股東利益[6]。且當(dāng)經(jīng)理人由實(shí)際控制人委派時(shí)，有實(shí)際控制人支持，經(jīng)理人在企業(yè)的地位比較穩(wěn)定，對(duì)企業(yè)具有較強(qiáng)的控制能力，為經(jīng)理實(shí)施管理防御行為提供有利條件與機(jī)會(huì)。于是，提出如下假設(shè)：

假設(shè)4：在其它條件既定條件下，當(dāng)經(jīng)理由實(shí)際控制人委派時(shí)，經(jīng)理管理防御程度越強(qiáng)。

三、研究設(shè)計(jì)

(一)樣本選取與數(shù)據(jù)來(lái)源

選取樣本為2013—2017年深滬兩市A股上市公司，按照下列標(biāo)準(zhǔn)對(duì)樣本加以篩選：一是除金融保險(xiǎn)類(lèi)企業(yè)。因?yàn)檫@類(lèi)上市公司有比較特殊的行業(yè)特征，財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)有別于一般上市公司；二是剔除ST、*ST和PT等特殊處理的公司，這類(lèi)公司的財(cái)務(wù)狀況異常；三是剔除數(shù)據(jù)缺失和數(shù)據(jù)異常的樣本公司。為消除極端值的影響，對(duì)連續(xù)型變量進(jìn)行了前后1%的縮尾(Winsorize)處理；四是剔除總資產(chǎn)或主營(yíng)業(yè)務(wù)收入為負(fù)或者為零的樣本公司，這樣的公司缺乏持續(xù)經(jīng)營(yíng)能力。關(guān)于實(shí)際控制人數(shù)據(jù)來(lái)自色諾芬(CCER)數(shù)據(jù)庫(kù)，CEO是否由企業(yè)實(shí)際控制人委派、實(shí)際控制人委派董事占董事會(huì)總?cè)藬?shù)的比例根據(jù)公司年報(bào)和公告手工收集，相關(guān)財(cái)務(wù)和公司治理數(shù)據(jù)來(lái)源于國(guó)泰安(CSMAR)數(shù)據(jù)庫(kù)。

(二)變量設(shè)計(jì)

1.因變量。經(jīng)理管理防御行為的判斷要結(jié)合具體的情形來(lái)分析，這使得經(jīng)理管理防御行為的識(shí)別和度量尤為困難。以結(jié)果代替行為、過(guò)程的方法，用經(jīng)理管理防御結(jié)果來(lái)度量經(jīng)理管理防御程度。一般選用管理費(fèi)用率和總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率作為代理成本的替代指標(biāo)?？傎Y產(chǎn)周轉(zhuǎn)率反映了代理人對(duì)企業(yè)利益的貢獻(xiàn)度，但它受宏觀經(jīng)濟(jì)形勢(shì)、產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)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努力程度和對(duì)公司的貢獻(xiàn)度。管理費(fèi)用是企業(yè)為組織管理生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)所產(chǎn)生的費(fèi)用，具體包括公司業(yè)務(wù)招待費(fèi)、董事會(huì)費(fèi)、差旅費(fèi)、辦公費(fèi)、折舊費(fèi)等相關(guān)費(fèi)用，這些費(fèi)用與經(jīng)理層代理行為密切相關(guān)。借鑒萬(wàn)壽義和田園[9]的做法，選取管理費(fèi)用率作為經(jīng)理管理防御程度的替代變量，若管理費(fèi)用率越高，說(shuō)明經(jīng)理管理防御程度越強(qiáng)。

2.解釋變量。實(shí)際控制人控制度的特征變量有：實(shí)際控制人的終極控制權(quán)(VR)、實(shí)際控制人的現(xiàn)金流權(quán)(CR)、實(shí)際控制人委派董事比例(SD)、經(jīng)理人是否由控股股東委派(ND)。各變量的相關(guān)說(shuō)明及具體計(jì)算取值方法見(jiàn)表1。

3.控制變量。為控制可能對(duì)經(jīng)理管理防御影響的因素，參考現(xiàn)有實(shí)證分析中[10]選取的控制變量，本文選取如下控制變量：公司資產(chǎn)規(guī)模(Size)、公司盈利能力(Profit)、成長(zhǎng)性(Growth)、資產(chǎn)負(fù)債率(Lev)，也控制行業(yè)固定效應(yīng)(Ind)和年度固定效應(yīng)(Year)?？刂谱兞康姆?hào)與計(jì)量見(jiàn)表1。

(三)模型構(gòu)建

為檢驗(yàn)實(shí)際控制人控制度的特征變量對(duì)經(jīng)理管理防御程度的影響，結(jié)合前文的變量設(shè)計(jì)，構(gòu)建如下實(shí)證模型：

(1)

上述模型(1)中因變量是經(jīng)理管理防御程度(MEI)，實(shí)際控制人控制度的特征變量主要包括實(shí)際控制人的終極控制權(quán)(VR)、實(shí)際控制人的現(xiàn)金流權(quán)(CR)、實(shí)際控制人委派董事比例(SD)和經(jīng)理人是否由控股股東委派(ND)。模型中控制了公司財(cái)務(wù)層面的特征變量，并控制行業(yè)效應(yīng)和年度效應(yīng)，采用面板的固定效應(yīng)模型進(jìn)行檢驗(yàn)。

四、實(shí)證檢驗(yàn)與結(jié)果分析

(一)變量描述性統(tǒng)計(jì)與相關(guān)性分析

變量描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果見(jiàn)表2，可知樣本公司管理費(fèi)用率(MEI)的平均值為0.171，即年末管理費(fèi)用與年末主營(yíng)業(yè)務(wù)收入凈額比值的均值為17.1%，說(shuō)明一般公司管理費(fèi)用約占到主營(yíng)業(yè)務(wù)收入凈額的1/6，管理費(fèi)用率較高，說(shuō)明公司經(jīng)理管理防御程度較強(qiáng)。實(shí)際控制人的終極控制權(quán)比例(VR)均值約為38.536%，整體上說(shuō)明實(shí)際控制人擁有股權(quán)比較高，且處于相對(duì)控股狀態(tài)。實(shí)際控制人的現(xiàn)金流比例(CR)的均值為32.322%，實(shí)際控制人的現(xiàn)金流權(quán)一般低于其擁有的終極控制權(quán)。實(shí)際控制人委派董事人數(shù)與董事會(huì)總?cè)藬?shù)比例(SD)的均值為32.3%，該值小于三分之一的臨界點(diǎn)，與實(shí)際控制人現(xiàn)金流權(quán)的均值非常接近，該值遠(yuǎn)小于50%，說(shuō)明一般董事會(huì)并不是完全受實(shí)際控制人的控制，董事會(huì)處于一個(gè)比較獨(dú)立或制衡的狀態(tài)中。經(jīng)理人是否由實(shí)際控制人委派0-1變量(ND)的均值為0.645，說(shuō)明在樣本中約有64.5%的經(jīng)理是由實(shí)際控制人委派，約有35.5%上市公司的經(jīng)理不是由實(shí)際控制人委派，反映經(jīng)理與實(shí)際控制人有密切的關(guān)系。

表2 變量描述性統(tǒng)計(jì)

為了初步考察實(shí)際控制人控制度特征變量與經(jīng)理管理防御程度之間的關(guān)系，計(jì)算了主要變量間的Pearson相關(guān)系數(shù)，結(jié)果顯示，衡量實(shí)際控制人控制度的四個(gè)特征變量與管理費(fèi)用率的系數(shù)為負(fù)，支持假設(shè)1～假設(shè)3，經(jīng)理人是否由實(shí)際控制人委派與管理費(fèi)用率的系數(shù)為負(fù)，與假設(shè)4的結(jié)論相反?？刂谱兞恐g以及自變量與控制變量之間的相關(guān)系數(shù)均小于0.5。后面計(jì)量模型中變量的共線性診斷結(jié)果也顯示，其它變量相關(guān)系數(shù)較小，且方差膨脹因子的最大值遠(yuǎn)小于10，可以認(rèn)為各變量之間不存在多重共線性現(xiàn)象。

(二)直接影響效應(yīng)實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果與分析

為檢驗(yàn)實(shí)際控制人控制度特征變量對(duì)經(jīng)理管理防御程度影響，采用固定效應(yīng)的面板數(shù)據(jù)模型，利用離差變換最小二乘法估計(jì)參數(shù)，使用Stata11.0軟件按模型(1)進(jìn)行計(jì)量回歸分析，結(jié)果見(jiàn)表3。

表3的第三列結(jié)果顯示檢驗(yàn)?zāi)Ｐ偷目蓻Q系數(shù)為0.128，說(shuō)明解釋變量對(duì)被解釋變量離差平方和的解釋程度達(dá)到12.8%。實(shí)際控制人終極控制權(quán)(VR)的系數(shù)在5%水平上顯著為負(fù)，說(shuō)明實(shí)際控制人終極控制權(quán)越高，經(jīng)理管理防御程度越低，假設(shè)1通過(guò)檢驗(yàn)。實(shí)際控制人現(xiàn)金流權(quán)(CR)的系數(shù)在5%水平上顯著為負(fù)，說(shuō)明實(shí)際控制人現(xiàn)金流權(quán)越高，經(jīng)理管理防御程度越低，假設(shè)2通過(guò)檢驗(yàn)。結(jié)果表明隨著實(shí)際控制人終極控制權(quán)或現(xiàn)金流權(quán)越大，提高了實(shí)際控制人對(duì)經(jīng)理的監(jiān)督能力和監(jiān)督效果，發(fā)揮其利益趨同效應(yīng)，減少管理者代理成本，降低經(jīng)理管理防御程度。

表3 董事會(huì)治理行為中介效應(yīng)的依次檢驗(yàn)結(jié)果

實(shí)際控制人委派董事比例(SD)的系數(shù)在1%水平上顯著為負(fù)，假設(shè)3通過(guò)檢驗(yàn)。此結(jié)果說(shuō)明實(shí)際控制人委派董事比例越大，實(shí)際控制人對(duì)董事會(huì)的控制能力增強(qiáng)，更熟知企業(yè)經(jīng)營(yíng)管理戰(zhàn)略和內(nèi)部信息，能更好地發(fā)揮董事會(huì)的監(jiān)督和咨詢(xún)功能，事前、事中對(duì)經(jīng)理管理防御行為起到抑制作用，能有效降低經(jīng)理管理防御程度。

經(jīng)理是否由實(shí)際控制人委派變量(ND)系數(shù)在5%水平上顯著為負(fù)，樣本數(shù)據(jù)支持的結(jié)論與假設(shè)4的結(jié)果相反。數(shù)據(jù)表明當(dāng)經(jīng)理人由實(shí)際控制人委派時(shí)，經(jīng)理管理防御程度弱，可能原因是：當(dāng)經(jīng)理人由實(shí)際控制人委派時(shí)，經(jīng)理成為實(shí)際控制人利益的代表，與經(jīng)理不是實(shí)際控制人委派相比，減少經(jīng)理人與實(shí)際控制人的利益沖突，表現(xiàn)的結(jié)果是企業(yè)管理費(fèi)用率更低。

再考察模型中的控制變量與經(jīng)理管理防御程度之間的關(guān)系?；貧w結(jié)果顯示，公司規(guī)模(Size)與經(jīng)理管理防御程度(MEI)呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，但沒(méi)有通過(guò)變量的顯著性檢驗(yàn)，說(shuō)明公司規(guī)模與管理費(fèi)用率的負(fù)相關(guān)關(guān)系不顯著。公司盈利能力(Profit)、成長(zhǎng)性(Growth)、資產(chǎn)負(fù)債率(Lev)與經(jīng)理管理防御程度(MEI)呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，且通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，這說(shuō)明當(dāng)一個(gè)企業(yè)的盈利能力和成長(zhǎng)性都很高時(shí)，它反映了企業(yè)資本運(yùn)營(yíng)的能力，有利于降低經(jīng)理管理防御程度。資產(chǎn)負(fù)債率(Lev)的系數(shù)顯著為負(fù)，說(shuō)明付本還息的硬約束發(fā)揮其治理效應(yīng)，有利于降低經(jīng)理管理防御程度。

(三)影響機(jī)制分析：基于董事會(huì)治理行為視角

以上分析表明實(shí)際控制人控制度的四個(gè)特征變量與經(jīng)理管理防御呈顯著負(fù)相關(guān)關(guān)系，那么，實(shí)際控制人控制度特征變量影響經(jīng)理管理防御的可能路徑是什么呢？回歸到實(shí)際控制人控制對(duì)企業(yè)的影響效應(yīng)，實(shí)際控制人對(duì)企業(yè)的控制會(huì)產(chǎn)生兩種效應(yīng)：利益趨同效應(yīng)和塹壕效應(yīng)。利益趨同效應(yīng)表現(xiàn)為實(shí)際控制人充當(dāng)企業(yè)的管家，通過(guò)直接參與公司經(jīng)營(yíng)管理或監(jiān)督經(jīng)理層的方式來(lái)提升企業(yè)價(jià)值；塹壕效應(yīng)表現(xiàn)為實(shí)際控制人憑借自身對(duì)企業(yè)的控制權(quán)以侵占中小股東的利益，攫取控制權(quán)私利?；趯?shí)際控制人利益趨同效應(yīng)，實(shí)際控制人承擔(dān)監(jiān)督經(jīng)理人的重任，對(duì)經(jīng)理人加以監(jiān)督和控制以確保經(jīng)理人履行委托責(zé)任，以減少經(jīng)理人委托代理問(wèn)題[11]。實(shí)際控制人對(duì)經(jīng)理管理防御的影響，可能是通過(guò)內(nèi)部控制行為，強(qiáng)化或弱化內(nèi)部監(jiān)督與約束行為，進(jìn)而影響經(jīng)理管理防御。借鑒劉美芬的研究成果[12]，本文認(rèn)為實(shí)際控制人控制度對(duì)經(jīng)理管理防御影響是通過(guò)董事會(huì)治理行為這一傳導(dǎo)路徑，即從董事會(huì)治理行為層面解釋實(shí)際控制人控制度對(duì)經(jīng)理管理防御的影響機(jī)理，原因如下：

首先，實(shí)際控制人的控制度影響董事會(huì)治理行為。實(shí)際控制人為了獲得股權(quán)投資收益和公司的健康發(fā)展，必須干預(yù)公司的戰(zhàn)略決策與經(jīng)營(yíng)管理，同時(shí)加強(qiáng)對(duì)經(jīng)理人的監(jiān)控，需要借助于董事會(huì)決策行為和監(jiān)督行為。實(shí)踐中實(shí)際控制人會(huì)影響董事會(huì)戰(zhàn)略行為和監(jiān)督行為，董事會(huì)的監(jiān)督行為表現(xiàn)在董事會(huì)通過(guò)聘任與解雇、評(píng)價(jià)與激勵(lì)、監(jiān)督信息披露過(guò)程、監(jiān)督公司相關(guān)決策等方式對(duì)經(jīng)理層進(jìn)行監(jiān)督。實(shí)際控制人會(huì)促進(jìn)董事努力工作，履行董事的職責(zé)，監(jiān)督企業(yè)行為與管理者行為。總之，實(shí)際控制人的控制度會(huì)影響董事會(huì)治理行為。

其次，董事會(huì)治理行為影響經(jīng)理管理防御。監(jiān)管不力和經(jīng)理權(quán)力濫用是經(jīng)理實(shí)施防御行為的兩個(gè)必要條件，管理防御動(dòng)機(jī)的強(qiáng)弱通常取決于管理者是否受到有效的監(jiān)督，一般監(jiān)管越弱，經(jīng)理管理防御的動(dòng)機(jī)越強(qiáng)。董事會(huì)是公司最高決策機(jī)構(gòu)，其重要職能是監(jiān)督和評(píng)價(jià)經(jīng)理人，董事會(huì)治理行為包括董事會(huì)戰(zhàn)略行為和董事會(huì)監(jiān)督行為。董事會(huì)戰(zhàn)略行為的目的在于協(xié)調(diào)公司利益相關(guān)者利益，保障公司決策的科學(xué)化，可見(jiàn)董事會(huì)戰(zhàn)略行為能有效抑制經(jīng)理逆向選擇。董事會(huì)監(jiān)督行為一方面能降低企業(yè)信息不對(duì)稱(chēng)性，也能加強(qiáng)對(duì)經(jīng)理人行為和大股東行為的監(jiān)督，對(duì)經(jīng)理管理防御行為起到抑制作用。若董事會(huì)監(jiān)督行為越有效，內(nèi)部監(jiān)督治理治理越高，防御行為暴露的概率越大，從而減少經(jīng)理防御行為。

綜上，實(shí)際控制人控制度影響董事會(huì)治理行為，董事會(huì)治理行為影響經(jīng)理管理防御。據(jù)此，構(gòu)建“實(shí)際控制人控制度→董事會(huì)治理行為→經(jīng)理管理防御程度”的影響路徑模型，揭示實(shí)際控制人控制度特征對(duì)經(jīng)理管理防御的影響機(jī)制。

為了檢驗(yàn)公司董事會(huì)治理行為在實(shí)際控制人控制度特征變量影響經(jīng)理管理防御程度過(guò)程中的中介效應(yīng)，采用溫忠麟和葉寶娟的中介效應(yīng)檢驗(yàn)方法[13]，構(gòu)建中介模型如下：

(2)

(3)

(4)

前面模型(1)用于檢驗(yàn)實(shí)際控制人控制度的特征變量對(duì)經(jīng)理管理防御程度的影響。模型(2)用于檢驗(yàn)實(shí)際控制人控制度的特征變量對(duì)董事會(huì)治理行為(BM)的影響，若模型(2)中的系數(shù)ωi顯著為負(fù)，表示對(duì)應(yīng)的控制度特征變量與董事會(huì)治理行為有顯著負(fù)向影響關(guān)系。模型(3)的系數(shù)γ1顯著為負(fù)，表示董事會(huì)治理行為(BM)對(duì)經(jīng)理管理防御程度有顯著負(fù)向影響關(guān)系。模型(4)驗(yàn)證實(shí)際控制人控制度的特征變量對(duì)經(jīng)理管理防御的影響效應(yīng)中董事會(huì)治理行為(BM)所起的中介作用。

董事會(huì)治理行為的中介變量用董事會(huì)治理行為強(qiáng)度表示。董事會(huì)職能履行主要是通過(guò)董事會(huì)治理行為來(lái)實(shí)現(xiàn)，一般認(rèn)為董事會(huì)會(huì)議次數(shù)能反映董事會(huì)履職的勤勉程度和董事會(huì)治理行為的頻度和深度，考慮數(shù)據(jù)獲取的局限性，借鑒劉美芬的度量方法[12]，用董事會(huì)會(huì)議次數(shù)衡量董事會(huì)治理行為的替代變量。

董事會(huì)治理行為中介效應(yīng)的分析流程如下:

第一步：檢驗(yàn)?zāi)Ｐ?1)中系數(shù)αi的顯著性，如果顯著，則按中介效應(yīng)立論，否則，按遮掩效應(yīng)立論。

第二步：檢驗(yàn)?zāi)Ｐ?2)中系數(shù)ωi和模型(4)中系數(shù)β的顯著性，如果兩個(gè)系數(shù)均顯著，說(shuō)明董事會(huì)治理行為的間接效應(yīng)顯著，直接轉(zhuǎn)到第四步；如果兩個(gè)系數(shù)中至少有一個(gè)系數(shù)不顯著，則進(jìn)行第三步。

第三步，采用偏差校正的百分位Bootstrap法檢驗(yàn)原假設(shè)：ωiβ=0，如果拒絕該假設(shè)，說(shuō)明董事會(huì)治理行為的間接效應(yīng)顯著，接著進(jìn)行第四步；如果接受該假設(shè)，說(shuō)明董事會(huì)治理行為的間接效應(yīng)不顯著，停止分析。

第四步，檢驗(yàn)?zāi)Ｐ?4)中系數(shù)βi的顯著性，如果該系數(shù)不顯著，說(shuō)明直接效應(yīng)不顯著，表明存在完全中介效應(yīng)；如果該系數(shù)顯著，說(shuō)明直接效應(yīng)顯著，接著進(jìn)行第五步。

第五步，比較ωiβ與β的符號(hào)，如果它們同號(hào)，說(shuō)明董事會(huì)治理行為的間接效應(yīng)屬于中介效應(yīng)，報(bào)告中介效應(yīng)占總效應(yīng)的比例ωiβ/αi。如果它們異號(hào)，說(shuō)明董事會(huì)治理行為的間接效應(yīng)屬于遮掩效應(yīng)，報(bào)告間接效應(yīng)與直接效應(yīng)的比例的絕對(duì)值|ωiβ/βi|。

表3給出了模型(2)至模型(4)的回歸結(jié)果。

由表3中第4列的結(jié)果知：實(shí)際控制人控制權(quán)(VR)與現(xiàn)金流權(quán)(CR)與董事會(huì)治理行為顯著正相關(guān)，說(shuō)明隨著實(shí)際控制人控制權(quán)和現(xiàn)金流權(quán)的增加，會(huì)增強(qiáng)董事會(huì)議事行為強(qiáng)度。實(shí)際控制人委派董事比例(SD)與董事會(huì)治理行為顯著負(fù)相關(guān)，而經(jīng)理人是否由實(shí)際控制人委派(ND)系數(shù)為負(fù)但沒(méi)有通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，可能的原因是：當(dāng)經(jīng)理人是由實(shí)際控制人委派時(shí)，經(jīng)理人與實(shí)際控制人成為利益一致行動(dòng)人，傾向于降低董事會(huì)治理行為強(qiáng)度。與經(jīng)理人不是由實(shí)際控制人委派相比，董事會(huì)可能增強(qiáng)對(duì)經(jīng)理人的監(jiān)督，傾向于提高董事會(huì)的治理行為，綜合表現(xiàn)出的結(jié)果是兩者之間的關(guān)系不顯著。由模型(3)估計(jì)結(jié)果可知，董事會(huì)治理行為(BM)的系數(shù)在10%水平上顯著為負(fù)，說(shuō)明董事會(huì)治理行為對(duì)經(jīng)理人能夠發(fā)揮監(jiān)督與治理功能，降低經(jīng)理管理防御程度。

根據(jù)溫忠麟和葉寶娟[13]的中介效應(yīng)檢驗(yàn)的分析流程，由模型(1)中ND的系數(shù)均不顯著，進(jìn)一步用偏差校正的百分位Bootstrap法檢驗(yàn)它們的間接效應(yīng)是否顯著。偏差校正的百分位Bootstrap法的檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表4。

表4 董事會(huì)治理行為中介效應(yīng)的檢驗(yàn)結(jié)果

注：標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)在95%置信水平下的置信區(qū)間為(-0.002，0.000)。

由表4知，實(shí)際控制人控制權(quán)(VR)的直接效應(yīng)不顯著，而間接效應(yīng)顯著，表明該特征變量只存在中介效應(yīng)，且直接效應(yīng)與間接效應(yīng)的符號(hào)相同，中介效應(yīng)占總效應(yīng)的比例|ω1β/α1|=28.8%，表明實(shí)際控制人控制權(quán)(VR)在影響經(jīng)理管理防御程度的過(guò)程中，有28.8%是通過(guò)董事會(huì)治理行為的中介傳導(dǎo)來(lái)實(shí)現(xiàn)的。類(lèi)似分析實(shí)際控制人現(xiàn)金流權(quán)(CR)和經(jīng)理是否有經(jīng)理人委派(ND)的中介效應(yīng)。實(shí)際控制人委派董事比例(SD)直接效應(yīng)和間接效應(yīng)都顯著，且直接效應(yīng)與間接效應(yīng)的符號(hào)相反，所以該間接效應(yīng)屬于遮掩效應(yīng)，表明董事會(huì)治理行為強(qiáng)度在實(shí)際控制人委派董事比例(SD)與經(jīng)理管理防御程度之間存在遮掩效應(yīng)，比值|ω3β/β3|=0.74%，表明實(shí)際控制人委派董事比例影響經(jīng)理管理防御程度的過(guò)程中，有0.74%的直接效應(yīng)受到董事會(huì)治理行為強(qiáng)度的遮掩。

基于上述分析，實(shí)際控制人控制度的四個(gè)特征變量均會(huì)通過(guò)影響董事會(huì)治理行為強(qiáng)度，進(jìn)而影響經(jīng)理管理防御程度，表明董事會(huì)治理行為在實(shí)際控制人控制度特征變量對(duì)經(jīng)理管理防御程度的影響中起到中介傳導(dǎo)作用。

(四)調(diào)節(jié)因素分析：基于企業(yè)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)和經(jīng)理權(quán)力視角

在不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)企業(yè)中，實(shí)際控制人控制度存在較大差異，經(jīng)理管理防御動(dòng)機(jī)和能力存在較大差異。中國(guó)國(guó)有企業(yè)“一股獨(dú)大”現(xiàn)象比較普遍，國(guó)有企業(yè)中的高管一般由政府機(jī)構(gòu)委派，國(guó)有產(chǎn)權(quán)缺位，大股東治理功能薄弱，內(nèi)部監(jiān)督機(jī)制不完善，國(guó)有企業(yè)高管掌握了企業(yè)的實(shí)質(zhì)性經(jīng)營(yíng)決策權(quán)，實(shí)際控制人對(duì)經(jīng)理人的監(jiān)督效果可能不理想。而非國(guó)有企業(yè)一般由私有股權(quán)主導(dǎo)，大股東與管理層高度重合，大股東占據(jù)了董事會(huì)和管理層的多數(shù)席位，對(duì)企業(yè)具有較強(qiáng)的控制能力，當(dāng)其他股東的制衡能力不強(qiáng)時(shí)，公司實(shí)際控制人的控制度比較高。此外，企業(yè)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的不同也使經(jīng)理人面臨不同的監(jiān)督與約束環(huán)境，使管理防御動(dòng)機(jī)和能力存在差異，從而表現(xiàn)出不同的管理防御特征[14]?，F(xiàn)有研究證實(shí)，在中國(guó)民營(yíng)企業(yè)和國(guó)有企業(yè)中，經(jīng)理在公司管理角色和治理角色上也存在差異，導(dǎo)致經(jīng)理管理防御存在很大差異，國(guó)有企業(yè)中高管偏好利益侵占與關(guān)聯(lián)交易，非國(guó)有企業(yè)中高管積極創(chuàng)造企業(yè)價(jià)值的同時(shí)謀取控制權(quán)私利。導(dǎo)致兩類(lèi)企業(yè)中CEO在經(jīng)營(yíng)角色和管理角色上存在較大差異，進(jìn)而影響到經(jīng)理管理防御程度。因此，將企業(yè)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)確定為實(shí)際控制人控制度影響經(jīng)理管理防御程度的調(diào)節(jié)因素。

經(jīng)理權(quán)力與經(jīng)理管理防御程度密切相關(guān)。經(jīng)理固守職位和自利行為的一個(gè)重要條件是經(jīng)理?yè)碛幸欢ǖ淖灾鳈?quán)，經(jīng)理自主權(quán)本質(zhì)上反映經(jīng)理對(duì)公司經(jīng)營(yíng)決策活動(dòng)的實(shí)際控制和影響程度，通過(guò)實(shí)證發(fā)現(xiàn)，一般認(rèn)為經(jīng)理自主權(quán)越大，越容易產(chǎn)生經(jīng)理壁壘效應(yīng)。主要體現(xiàn)在以下兩個(gè)方面：首先，經(jīng)理自主權(quán)的增強(qiáng)為經(jīng)理實(shí)施管理防御行為提供更多機(jī)會(huì)和有利條件。經(jīng)理自主權(quán)大的經(jīng)理人具有更大的資源運(yùn)作權(quán)和決策權(quán)，并且受董事會(huì)和大股東控制的程度減弱，有利于經(jīng)理實(shí)施防御行為。其次，經(jīng)理自主權(quán)的增強(qiáng)能降低經(jīng)理管理防御行為的成本。隨著經(jīng)理自主權(quán)的增強(qiáng)必然增強(qiáng)經(jīng)理在公司內(nèi)部的控制力和影響力，經(jīng)理的行為決策就越不容易受到董事會(huì)等內(nèi)部機(jī)制的約束和監(jiān)督，這樣就降低防御行為的成本，也降低防御行為被暴露的概率。因此，將經(jīng)理權(quán)力作為實(shí)際控制人控制度影響經(jīng)理管理防御程度的調(diào)節(jié)因素。

進(jìn)一步考察產(chǎn)權(quán)性質(zhì)與經(jīng)理權(quán)力對(duì)實(shí)際控制人控制度特征與經(jīng)理管理防御程度關(guān)系的調(diào)節(jié)作用。需對(duì)企業(yè)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)(State)和經(jīng)理權(quán)力(Power)進(jìn)行定義：依據(jù)公司控股股東性質(zhì)，將樣本分為國(guó)有企業(yè)組(State=1)和非國(guó)有企業(yè)組(State=0)。當(dāng)經(jīng)理人擔(dān)任董事長(zhǎng)或董事時(shí)，Power取值為1(代表高權(quán)力)，否則Power取值為0(代表低權(quán)力)。采用模型(1)進(jìn)行回歸，表5分別給出按企業(yè)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、CEO權(quán)力分組后的回歸結(jié)果。

表5 實(shí)際控制人控制度與經(jīng)理管理防御程度的分組回歸結(jié)果

由表5知：實(shí)際控制人控制權(quán)(VR)與現(xiàn)金流權(quán)(CR)在國(guó)企樣本與非國(guó)企樣本中的回歸系數(shù)均為負(fù)但不顯著，說(shuō)明這兩個(gè)解釋變量與管理防御之間的關(guān)系不顯著，負(fù)向關(guān)系沒(méi)有得到樣本數(shù)據(jù)的支持。實(shí)際控制人委派董事比例(SD)在非國(guó)企樣本中的系數(shù)(-0.092)顯著為負(fù)，而在國(guó)企樣本中系數(shù)(-0.037)不顯著，說(shuō)明實(shí)際控制人委派董事比例僅在非國(guó)有企業(yè)中顯著地負(fù)向影響經(jīng)理管理防御程度，可能的原因是：與國(guó)有企業(yè)相比，非國(guó)有企業(yè)實(shí)際控制人委派董事現(xiàn)象更普遍，實(shí)際控制人為了自身資產(chǎn)的安全和掌控控制權(quán)，會(huì)爭(zhēng)取委派更多的自己人擔(dān)任公司董事，實(shí)際控制人通過(guò)控制董事會(huì)干預(yù)企業(yè)決策和加強(qiáng)對(duì)經(jīng)理人的監(jiān)督，此時(shí)，監(jiān)督效應(yīng)占主導(dǎo)地位，表現(xiàn)出的結(jié)果是降低經(jīng)理管理防御程度。經(jīng)理是否由實(shí)際控制人委派(ND)在國(guó)有企業(yè)與非國(guó)有企業(yè)系數(shù)(分別為-0.003、-0.013)均顯著，在非國(guó)有企業(yè)中的系數(shù)大，且顯著性水平更高，說(shuō)明經(jīng)理是否由實(shí)際控制人委派對(duì)經(jīng)理管理防御的影響在非國(guó)有企業(yè)更為顯著，這可能是因?yàn)椋号c國(guó)有企業(yè)相比，經(jīng)理人由實(shí)際控制人委派的現(xiàn)象在非國(guó)有企業(yè)中更為普遍，導(dǎo)致經(jīng)理由實(shí)際控制人委派對(duì)經(jīng)理管理防御的抑制作用更加明顯。

綜上，產(chǎn)權(quán)性質(zhì)調(diào)節(jié)了實(shí)際控制人控制度特征變量與經(jīng)理管理防御之間的關(guān)系，實(shí)際控制人委派董事比例僅在非國(guó)有企業(yè)中顯著地影響經(jīng)理管理防御程度；相對(duì)于國(guó)有企業(yè)，經(jīng)理由實(shí)際控制人委派對(duì)管理防御的影響在非國(guó)有企業(yè)中更為顯著。

由經(jīng)理權(quán)力分組的結(jié)果知：在高權(quán)力組，實(shí)際控制人控制權(quán)(VR)的回歸系數(shù)為-0.000 8，在5%的水平上顯著，在低權(quán)力組，實(shí)際控制人控制權(quán)(VR)的回歸系數(shù)為-0.002，在10%的水平上顯著，前者的回歸系數(shù)小于后者，顯著性高于后者，說(shuō)明在高權(quán)力組，實(shí)際控制人控制權(quán)對(duì)經(jīng)理管理防御的負(fù)向影響削弱，支持經(jīng)理權(quán)力理論，當(dāng)經(jīng)理權(quán)力越大時(shí)，越利于經(jīng)理實(shí)施防御行為，減弱了實(shí)際控制人控制權(quán)對(duì)管理防御的治理作用。類(lèi)似地，在高權(quán)力組，現(xiàn)金流權(quán)(CR)與實(shí)際控制人委派董事比例(SD)對(duì)經(jīng)理管理防御的負(fù)向影響削弱。對(duì)經(jīng)理由實(shí)際控制人委派(ND)這個(gè)自變量，在高權(quán)力組，這個(gè)變量顯著正向影響經(jīng)理管理防御程度，說(shuō)明經(jīng)理由實(shí)際控制人委派且經(jīng)理?yè)?dān)任董事長(zhǎng)或董事時(shí)，經(jīng)理管理防御程度越強(qiáng)，意味著經(jīng)理結(jié)構(gòu)性權(quán)力助長(zhǎng)經(jīng)理管理防御行為；在低權(quán)力組，這個(gè)變量顯著負(fù)向影響經(jīng)理管理防御程度，說(shuō)明當(dāng)經(jīng)理權(quán)力低時(shí)，經(jīng)理由實(shí)際控制人委派有利于降低經(jīng)理管理防御程度。

綜上，經(jīng)理權(quán)力調(diào)節(jié)實(shí)際控制人控制度特征變量與經(jīng)理管理防御之間的關(guān)系：在高權(quán)力組，實(shí)際控制人控制權(quán)、現(xiàn)金流權(quán)與實(shí)際控制人委派董事比例對(duì)經(jīng)理管理防御的負(fù)向影響削弱；在高權(quán)力組，經(jīng)理由實(shí)際控制人委派顯著正向影響經(jīng)理管理防御程度，而在低權(quán)力組，經(jīng)理由實(shí)際控制人委派顯著負(fù)向影響經(jīng)理管理防御程度。

(五)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了檢驗(yàn)前面實(shí)證結(jié)論的可靠性，還做了以下穩(wěn)健性檢驗(yàn)工作。

(1)改變變量的測(cè)量方法

改變經(jīng)理管理防御的度量方法。上面從經(jīng)理管理防御行為的結(jié)果，選取管理費(fèi)用率作為經(jīng)理管理防御程度的替代變量。嘗試用資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率作為經(jīng)理管理防御程度的替代變量，將資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率減去行業(yè)中位數(shù)表示由于管理者偷懶或不作為導(dǎo)致的企業(yè)經(jīng)營(yíng)效率低下，利用調(diào)整過(guò)的資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率作為經(jīng)理管理防御程度的反向替代指標(biāo)[15]。

改變經(jīng)理權(quán)力的測(cè)量方法。一般認(rèn)為經(jīng)理權(quán)力主要包括結(jié)構(gòu)性權(quán)力、所有者權(quán)力、專(zhuān)家權(quán)力以及聲望權(quán)力等多個(gè)權(quán)力維度。為簡(jiǎn)化其度量方法，本文主要考察經(jīng)理的資源運(yùn)作權(quán)。資源運(yùn)作權(quán)是董事會(huì)或股東授予經(jīng)理的主要權(quán)力，資源運(yùn)作權(quán)代表經(jīng)理控制、運(yùn)作企業(yè)資源的能力。借鑒張長(zhǎng)征[16]的研究成果，用企業(yè)年?duì)I運(yùn)資金和年?duì)I運(yùn)收入的比值作為經(jīng)理資源運(yùn)作權(quán)的測(cè)量值，按經(jīng)理資源運(yùn)作權(quán)的中位數(shù)將樣本分成高權(quán)力組和低權(quán)力組。

(2)解決內(nèi)生性問(wèn)題

實(shí)際控制人控制度的特征變量與經(jīng)理管理防御程度之間的相關(guān)關(guān)系，也可以解釋為管理防御強(qiáng)的經(jīng)理人可能干涉實(shí)際控制人的控制情況，選擇有利于自身職位穩(wěn)定的治理機(jī)制，如減少實(shí)際控制人終極控制權(quán)比例。為了克服控制度特征變量與經(jīng)理管理防御程度之間的內(nèi)生性問(wèn)題，本文采用面板固定效應(yīng)模型來(lái)緩解內(nèi)生性問(wèn)題。通過(guò)Hausman檢驗(yàn)后再利用面板固定效應(yīng)對(duì)模型(1)進(jìn)行了檢驗(yàn)，結(jié)果沒(méi)有發(fā)生實(shí)質(zhì)性變化。

經(jīng)過(guò)上述變量處理，采用面板固定效應(yīng)模型，本文實(shí)證結(jié)論沒(méi)有發(fā)生實(shí)質(zhì)性變化，通過(guò)穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

五、結(jié)論

本文分析了實(shí)際控制人控制度特征變量與經(jīng)理管理防御之間的關(guān)系，并進(jìn)一步檢驗(yàn)其影響機(jī)制和影響的調(diào)節(jié)因素。以2013—2017年深滬兩市A股上市公司為研究樣本，構(gòu)建實(shí)際控制人控制度的特征指標(biāo)，包括實(shí)際控制人終極控制權(quán)、現(xiàn)金流權(quán)、委派董事比例、經(jīng)理是否由實(shí)際控制人委派四個(gè)特征變量，以管理費(fèi)用率作為經(jīng)理管理防御程度的替代變量，考察實(shí)際控制人控制度特征變量與經(jīng)理管理防御程度之間的關(guān)系。利用全樣本分析發(fā)現(xiàn)：實(shí)際控制人終極控制權(quán)、現(xiàn)金流權(quán)、委派董事比例、當(dāng)經(jīng)理人由控股股東委派時(shí)，實(shí)際控制人控制度越強(qiáng)，其監(jiān)督效應(yīng)占主導(dǎo)地位，此時(shí)經(jīng)理管理防御程度越弱?；诠緝?nèi)部監(jiān)督視角，考察董事會(huì)治理行為在實(shí)際控制人控制度特征變量與經(jīng)理管理防御程度關(guān)系中的傳導(dǎo)作用，實(shí)證結(jié)果表明，實(shí)際控制人終極控制權(quán)與現(xiàn)金流權(quán)越高，有助于提高董事會(huì)治理行為強(qiáng)度；委派董事比例越高，董事會(huì)治理行為強(qiáng)度越低；董事會(huì)治理行為強(qiáng)度的提高能有效降低經(jīng)理管理防御程度；董事會(huì)治理行為在實(shí)際控制人控制度特征變量與經(jīng)理管理防御程度關(guān)系中起中介作用，說(shuō)明實(shí)際控制人的超額控制通過(guò)影響董事會(huì)的治理行為，進(jìn)而降低經(jīng)理管理防御程度。并且實(shí)際控制人控制度特征變量對(duì)經(jīng)理管理防御程度的影響會(huì)受到企業(yè)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)和經(jīng)理權(quán)力的調(diào)節(jié)作用。

本文研究結(jié)論對(duì)管理實(shí)踐有兩點(diǎn)啟示：研究結(jié)論表明實(shí)際控制人控制度特征會(huì)影響經(jīng)理管理防御，意味著實(shí)際控制人的控制度也有其積極作用，隨著實(shí)際控制人控制度的提高，能降低經(jīng)理管理防御程度。為減少經(jīng)理管理防御行為，應(yīng)重點(diǎn)考慮企業(yè)實(shí)際控制人的控制度特征，通過(guò)調(diào)整企業(yè)實(shí)際控制人控制度的特征變量，達(dá)到對(duì)經(jīng)理人監(jiān)督與約束效應(yīng)，以減少經(jīng)理管理防御行為。當(dāng)實(shí)際控制人存在超額控制時(shí)，實(shí)際控制人傾向于提高董事會(huì)治理行為強(qiáng)度，以發(fā)揮董事會(huì)內(nèi)部監(jiān)督職能，進(jìn)而減少經(jīng)理管理防御行為，應(yīng)注重董事會(huì)治理行為對(duì)經(jīng)理管理防御的治理作用。