孔亞平

【摘 要】 以2010—2021年滬深A(yù)股上市公司為研究樣本，考察企業(yè)無實際控制人對投資效率的影響。研究發(fā)現(xiàn)：與有實際控制人的企業(yè)相比，無實際控制人的企業(yè)投資效率顯著降低；影響機制檢驗發(fā)現(xiàn)，在無實際控制人影響企業(yè)投資效率的過程中，兩類股權(quán)代理成本起到部分中介作用；異質(zhì)性檢驗發(fā)現(xiàn)，股權(quán)集中度、兩職分離、法律環(huán)境和外部審計能夠有效抑制無實際控制人對投資效率的負向影響。進一步探究發(fā)現(xiàn)，無實際控制人對投資效率的負向影響主要表現(xiàn)在加劇了企業(yè)的投資不足行為，僅“無實際控制人—兩類股權(quán)代理成本—投資不足—投資效率”的作用路徑有效。研究結(jié)論豐富了企業(yè)無實際控制人經(jīng)濟后果文獻，亦為無實際控制人企業(yè)投資效率治理提供了經(jīng)驗證據(jù)。

【關(guān)鍵詞】 無實際控制人； 投資效率； 代理成本； 公司治理

【中圖分類號】 F275? 【文獻標識碼】 A? 【文章編號】 1004-5937（2024）04-0079-09

一、引言

黨的二十大報告多次強調(diào)高質(zhì)量發(fā)展，而宏觀層面的經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展須落實到微觀層面才能實現(xiàn)。企業(yè)是推動經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的微觀主體，只有實現(xiàn)企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展，才能實現(xiàn)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。投資效率等價于生產(chǎn)效率[1]，投資效率的高低直接影響企業(yè)的全要素生產(chǎn)率和高質(zhì)量發(fā)展[2]。根據(jù)《中國統(tǒng)計年鑒2023》的數(shù)據(jù)，黨的十八大以來，全社會固定資產(chǎn)投資總量不斷增加，2022年達到54.24萬億元。然而，微觀層面上，企業(yè)投資效率低下[3]，我國投資面臨“宏觀總量長足，微觀效率跛腳”的困境。因此，在我國經(jīng)濟已由高速增長階段轉(zhuǎn)向高質(zhì)量發(fā)展階段，探究如何提高投資效率是實現(xiàn)企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的必然要求。

企業(yè)高效率投資離不開高效能治理。我國大多數(shù)上市公司金字塔控股鏈條終端存在終極實際控制人，公司治理制度的設(shè)計主要聚焦于存在實際控制人的公司，實際控制人成為目前公司治理制度建設(shè)的重要抓手。學(xué)者們也基于財富集中度[4]、境外居留權(quán)[5]等視角考察了實際控制人特征帶來的經(jīng)濟后果。然而，由于多種因素導(dǎo)致越來越多的上市公司對外公告無實際控制人。萬科股權(quán)之爭、南玻A高管集體辭職，更是引發(fā)了學(xué)術(shù)界和實務(wù)界對無實際控制人的高度關(guān)注，無實際控制人已是我國資本市場近年來出現(xiàn)的突出公司治理現(xiàn)象之一。在我國資本市場進入分散股權(quán)時代的背景下，上市公司無實際控制人將會如何影響企業(yè)發(fā)展？

有關(guān)無實際控制人給企業(yè)帶來影響的研究，一方面，以往文獻采用案例研究方法，從監(jiān)管策略[6]、企業(yè)家控制權(quán)的制度化[7]等視角對無實際控制人企業(yè)進行深入剖析。另一方面，以往文獻采用實證研究方法，從審計收費[8]、高管薪酬粘性[9]、中小投資者保護[10]及企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新[11-12]等視角考察了無實際控制人帶來的影響，缺乏投資效率視角下無實際控制人經(jīng)濟后果研究。那么，上市公司是否會因無實際控制人而影響投資效率？將會如何影響？

對此，本文基于投資效率視角，利用2010—2021年滬深A(yù)股上市公司樣本，檢驗無實際控制人對投資效率的影響。結(jié)果表明，無實際控制人對投資效率具有負向影響，具體表現(xiàn)為加劇了企業(yè)投資不足行為；影響機制檢驗發(fā)現(xiàn)，股權(quán)代理成本起到部分中介作用；異質(zhì)性檢驗發(fā)現(xiàn)，股權(quán)集中度、兩職分離、法律環(huán)境和外部審計能夠有效抑制無實際控制人對投資效率的負向影響。

本文可能的貢獻在于：第一，拓展了無實際控制人研究視角。以往文獻研究無實際控制人經(jīng)濟后果時，主要關(guān)注對審計費用、企業(yè)創(chuàng)新等的影響，缺乏對投資效率的研究。第二，豐富了實際控制人視角下投資效率影響因素研究。以往文獻主要考察存在實際控制人對企業(yè)投資的影響，缺少實際控制人缺位對投資效率的影響研究。第三，研究結(jié)論揭示了無實際控制人對投資效率的影響機制，為完善無實際控制人企業(yè)的投資效率治理提供了理論分析和經(jīng)驗證據(jù)，為政府部門完善監(jiān)管政策，強化無實際控制人企業(yè)治理提供了有益借鑒。

二、理論分析與研究假設(shè)

（一）無實際控制人與企業(yè)投資效率

目前，公司治理制度的設(shè)計主要聚焦于存在實際控制人的公司，《公司法》等相關(guān)法律法規(guī)對實際控制人的法律責(zé)任也做出明確規(guī)定，然而，針對無實際控制人企業(yè)的治理問題尚處于探索階段。企業(yè)不存在實際控制人導(dǎo)致控制權(quán)的行使難以規(guī)范，公司治理可能失效，引致非效率投資。一方面，相對分散的股權(quán)結(jié)構(gòu)使得企業(yè)所有權(quán)和控制權(quán)相分離，難以發(fā)揮股權(quán)的治理作用，可能導(dǎo)致不利的監(jiān)督激勵，使企業(yè)陷入內(nèi)部人控制困境，引發(fā)內(nèi)部人投資決策上的機會主義行為，降低資本配置效率，導(dǎo)致投資效率低下[13]。另一方面，混亂的公司治理為大股東伸出“掏空之手”提供了方便之門，大股東對企業(yè)資源和中小股東利益的侵占將會對投資效率產(chǎn)生不利影響[2]。

企業(yè)無實際控制人還提高了潛在控制權(quán)爭奪風(fēng)險，降低了決策效率。無實際控制人企業(yè)大股東之間的持股比例大體相當，雖然股東之間的制衡具有一定的治理效應(yīng)，但股東之間的意見分歧容易導(dǎo)致企業(yè)經(jīng)營決策效率低下，并且股權(quán)結(jié)構(gòu)的分散化特征使其成為舉牌資金青睞的對象，面臨著“野蠻人入侵”的危險，引發(fā)控制權(quán)爭奪戰(zhàn)，當經(jīng)營業(yè)績良好、企業(yè)價值被低估時尤甚[14]，造成股權(quán)結(jié)構(gòu)的不穩(wěn)定，影響企業(yè)經(jīng)營，不利于抑制非效率投資行為[15]。此外，無實際控制人企業(yè)管理層面容易動蕩，管理層團隊的不穩(wěn)定也會對企業(yè)投資效率產(chǎn)生負向影響[16]?；诖?，本文提出假設(shè)1。

H1：與存在實際控制人的企業(yè)相比，企業(yè)無實際控制人降低了投資效率。

（二）無實際控制人、代理成本與企業(yè)投資效率

代理成本被認為是影響非效率投資的主要原因，而無實際控制人企業(yè)存在更為嚴重的內(nèi)部代理問題[8]，因此，針對無實際控制人對企業(yè)投資效率影響的內(nèi)在機制，本文基于“無實際控制人—增加代理成本—降低企業(yè)投資效率”的邏輯主線展開分析，具體理論分析如下：

第一，無實際控制人會增加股東與管理層之間的代理成本。無實際控制人企業(yè)的股權(quán)相對分散，大股東的持股份額和權(quán)利水平較低，與企業(yè)的利益協(xié)同效應(yīng)較差，伸出“監(jiān)督之手”的動機和能力不足，股東“搭便車”傾向嚴重，降低了股東對管理層的監(jiān)督和制衡作用，誘發(fā)管理層進行投資決策時的機會主義動機與自利行為。受自利行為的驅(qū)動，一方面，根據(jù)私人收益理論，管理層為了實現(xiàn)“帝國構(gòu)建”或“管理者聲譽”等私人收益，可能傾向于投資凈現(xiàn)值小于零的一些項目而導(dǎo)致企業(yè)出現(xiàn)非效率投資行為。另一方面，根據(jù)私人成本理論，當投資項目帶來的私人收益不足以彌補私人成本時，凈現(xiàn)值大于零的一些項目可能會被管理層放棄而導(dǎo)致企業(yè)投資效率低下。因此，企業(yè)無實際控制人可能會通過增加第一類股權(quán)代理成本降低投資效率。

第二，無實際控制人會增加大股東與中小股東之間的代理成本。企業(yè)實際控制人缺位會使控制權(quán)行使難以規(guī)范，可能導(dǎo)致企業(yè)治理混亂，為大股東攫取利益提供機會。無實際控制人企業(yè)大股東持股比例較低，與企業(yè)利益的趨同效應(yīng)較差。在自利行為的驅(qū)動下，一方面，無實際控制人企業(yè)的大股東因持股比例較低無法享有控制權(quán)私人收益，更傾向于采用關(guān)聯(lián)交易、資金占用等方式轉(zhuǎn)移企業(yè)的資產(chǎn)和利潤[10]，造成企業(yè)因資金缺乏喪失有效的投資機會，對投資效率產(chǎn)生負向影響。另一方面，當大股東合謀共同獲取的控制權(quán)收益高于互相監(jiān)督的成本時，為了最大化資源控制權(quán)來謀取私利，大股東會聯(lián)合促使企業(yè)進行更多的資本性投資或并購活動，忽視企業(yè)長期價值的發(fā)展，不利于投資效率的提高。因此，企業(yè)無實際控制人可能會通過增加第二類股權(quán)代理成本降低投資效率。

綜上，無實際控制人惡化了企業(yè)的委托代理問題，通過增加兩類股權(quán)代理成本降低企業(yè)投資效率，損害企業(yè)價值?；诖?，本文提出假設(shè)2。

H2：無實際控制人通過增加股東與管理層、大股東與中小股東之間的代理成本進而降低了企業(yè)投資效率。

三、研究設(shè)計

（一）樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

中國證券監(jiān)督管理委員會和深圳證券交易所在2006年先后提出了關(guān)于上市公司實際控制人信息披露的辦法和指引。2010年，上海證券交易所發(fā)布強制要求上市公司披露實際控制人的指引，因此，為了保證數(shù)據(jù)的連續(xù)性、準確性和完整性，本文以2010—2021年為研究期間，以滬深A(yù)股上市公司為初始研究樣本，考察無實際控制人對企業(yè)投資效率的影響。

借鑒以往研究文獻，本文對初始樣本進行了以下處理：剔除金融行業(yè)和被特殊處理的樣本；剔除資產(chǎn)負債率大于1及數(shù)據(jù)缺失的樣本；對連續(xù)變量進行縮尾處理（上下1%），最終得到25 411個樣本觀測值。無實際控制人的原始數(shù)據(jù)來自Wind數(shù)據(jù)庫和CSMAR數(shù)據(jù)庫，對于兩者不一致的數(shù)據(jù)經(jīng)手工查閱年度財務(wù)報告進行確定。其他數(shù)據(jù)均來自CSMAR數(shù)據(jù)庫。

（二）變量定義

1.被解釋變量：投資效率

本文基于Richardson[17]的模型構(gòu)建對投資效率（INT）進行衡量。具體而言，首先構(gòu)建模型1，然后對模型1分年度進行OLS回歸，用回歸的殘差絕對值衡量企業(yè)投資效率（INT），值越大，企業(yè)的投資效率越低。

模型1中，INV為企業(yè)的實際新增投資支出，等于企業(yè)總投資與維持性投資之差；TQ為托賓Q；LEV為資產(chǎn)負債率；CFO為經(jīng)營活動產(chǎn)生的現(xiàn)金流量凈額與年初總資產(chǎn)的比值；NL為觀測年度與企業(yè)IPO年度之差；Size為總資產(chǎn)的自然對數(shù)；RET為考慮現(xiàn)金紅利再投資的年個股回報率；IND為行業(yè)虛擬變量；Year為年份虛擬變量。

2.解釋變量：無實際控制人

當企業(yè)無實際控制人（NAC）時取值為1，否則為0。

3.中介變量：代理成本

本文用經(jīng)營費用率衡量股東與管理層之間的代理成本（Agent1）[18]，經(jīng)營費用率的值越大，企業(yè)的第一類股權(quán)代理成本越高；用資金占用水平衡量大股東與中小股東之間的代理成本（Agent2），資金占用水平的值越大，第二類股權(quán)代理成本越高。

4.控制變量

借鑒以往研究文獻，本文在回歸模型中加入了企業(yè)規(guī)模（Size）、現(xiàn)金資產(chǎn)比率（Cash）、獨董占比（INDP）、總資產(chǎn)增長率（Growth）、資產(chǎn)負債率（LEV）、總資產(chǎn)收益率（ROA）、四委設(shè)立個數(shù)（COM4）、機構(gòu)投資者持股比例（IIS）、董事會規(guī)模（Board）、前十大股東持股比例（Top10）和企業(yè)上市年齡（Age）等控制變量，并控制行業(yè)（IND）和年份（Year）。

具體變量定義見表1。

（三）模型設(shè)計

為檢驗H1，本文構(gòu)建模型2：

其中，INT為企業(yè)投資效率；NAC表示無實際控制人；Controls為前文所述的控制變量，ΣIND為行業(yè)固定效應(yīng)，ΣYear為年份固定效應(yīng)，ε為殘差項。除特殊說明外，在回歸檢驗中默認采用穩(wěn)健標準誤。

四、實證結(jié)果與分析

（一）描述性統(tǒng)計

表2的描述性統(tǒng)計結(jié)果顯示，投資效率（INT）的最小值和最大值分別為0.001和0.318，均值為0.042，中位數(shù)為0.026，表明樣本企業(yè)的投資效率存在較大差異，且大多數(shù)企業(yè)存在非效率投資問題。無實際控制人（NAC）的均值為0.037，表明無實際控制人企業(yè)占樣本企業(yè)總數(shù)的3.7%。雖然目前無實際控制人企業(yè)在上市公司中的占比還較低，但其數(shù)量在逐年增多，體現(xiàn)了我國逐步進入股權(quán)分散化時代。其他變量的數(shù)據(jù)分布較為合理。

（二）回歸結(jié)果分析

1.基準回歸結(jié)果分析

表3報告了無實際控制人與投資效率的回歸結(jié)果。其中，列（1）是模型2的回歸結(jié)果，列（2）是以模型2為基礎(chǔ)進行公司層面聚類回歸的結(jié)果。由回歸結(jié)果可知，無實際控制人（NAC）與投資效率（INT）的回歸系數(shù)均顯著為正，表明企業(yè)無實際控制人對投資效率產(chǎn)生了負向影響，具體表現(xiàn)為無實際控制人企業(yè)降低投資效率0.37個百分點，支持H1。究其原因，雖然無實際控制人企業(yè)中不乏一些明星企業(yè)，但其中大多數(shù)企業(yè)可能因為實際控制人缺位而導(dǎo)致公司治理更加混亂，不僅未能有效緩解大股東與中小股東的代理沖突，反而加劇股東與管理層的代理沖突，導(dǎo)致企業(yè)投資效率降低。

2.作用機制檢驗分析

上述回歸結(jié)果表明，無實際控制人對投資效率具有顯著負向影響，但無實際控制人通過什么途徑影響投資效率？正如前文所述，本文認為無實際控制人弱化了企業(yè)治理效能的有效發(fā)揮，通過增加兩類股權(quán)代理成本降低了投資效率。為探究無實際控制人是否通過兩類股權(quán)代理成本作用于企業(yè)投資效率，本文構(gòu)建模型3和模型4與模型2一起驗證兩類股權(quán)代理成本的中介效應(yīng)。

其中，Agent表示股權(quán)代理成本變量，包括Agent1和Agent2。其他變量的含義和計算方法同模型2。以往文獻對于中介效應(yīng)檢驗主要分為以下三個步驟：第一步，檢驗?zāi)Ｐ?中系數(shù)β1，若β1顯著為正，即無實際控制人對投資效率具有顯著負向影響，則進行第二步檢驗，否則終止檢驗。第二步，檢驗?zāi)Ｐ?中系數(shù)δ1是否顯著，即無實際控制人是否加劇兩類股權(quán)代理成本。第三步，檢驗?zāi)Ｐ?中系數(shù)χ1、χ2的顯著性。若系數(shù)δ1、χ2有一個不顯著，則說明兩類股權(quán)代理成本的中介效應(yīng)較弱，需要運用Bootstrap法進行判斷。若系數(shù)δ1、χ2均顯著，表明中介效應(yīng)顯著。同時，需要進一步判斷系數(shù)χ1的顯著性，若χ1顯著，則表明兩類股權(quán)代理成本發(fā)揮部分中介效應(yīng)，否則發(fā)揮完全中介效應(yīng)。

表4報告了兩類股權(quán)代理成本的中介效應(yīng)檢驗結(jié)果。表4中列（1）為中介效應(yīng)的第一步檢驗結(jié)果，列（2）和列（3）分別為第一類股權(quán)代理成本中介效應(yīng)的后兩步檢驗結(jié)果，列（4）和列（5）分別為第二類股權(quán)代理成本中介效應(yīng)的后兩步檢驗結(jié)果。列（1）顯示，無實際控制人對投資效率具有顯著負向影響。列（2）和列（4）顯示，無實際控制人（NAC）與兩類股權(quán)代理成本（Agent1、Agent2）的回歸系數(shù)均顯著為正，表明企業(yè)無實際控制人增加了股東與管理層、大股東與中小股東之間的代理成本。列（3）和列（5）顯示，兩類股權(quán)代理成本（Agent1、Agent2）與企業(yè)投資效率（INT）的回歸系數(shù)均顯著為正，表明兩類股權(quán)代理成本的增加會顯著降低企業(yè)投資效率；加入股權(quán)代理成本中介變量后，與列（1）相比，列（3）和列（5）中無實際控制人（NAC）的回歸系數(shù)變小，且均顯著為正。表4的結(jié)果表明，企業(yè)無實際控制人會增加兩類股權(quán)代理成本，進而對投資效率產(chǎn)生負向影響，兩類股權(quán)代理成本在無實際控制人影響企業(yè)投資效率的過程中起到了部分中介作用，H2得到驗證。

（三）穩(wěn)健性檢驗

1.內(nèi)生性檢驗

（1）傾向得分匹配法（PSM）。在本文研究中，企業(yè)存在非效率投資行為的原因可能并不是缺少實際控制人，而可能是公司治理較差更容易引起股權(quán)結(jié)構(gòu)變化導(dǎo)致企業(yè)無實際控制人。為此，本文運用傾向得分匹配法，以企業(yè)是否存在實際控制人為因變量，以模型2中所有控制變量為協(xié)變量，進行1■3的近鄰匹配和卡尺內(nèi)近鄰匹配。平衡性檢驗表明，匹配后所有變量的標準化偏差均不超過5%，匹配結(jié)果較好地平衡了數(shù)據(jù)。根據(jù)匹配后的樣本數(shù)據(jù)進行回歸的結(jié)果可知，兩種匹配方法下，無實際控制人（NAC）與投資效率（INT）的回歸系數(shù)均顯著為正，本文結(jié)論穩(wěn)健。

（2）Heckman兩階段模型。企業(yè)是否存在實際控制人可能不是隨機外生的，控股股東減持或退出等行為可能更容易在投資效率低下的企業(yè)發(fā)生，從而形成無實際控制人企業(yè)。為此，本文借鑒劉谷金等[12]的研究，選取上一年度同一行業(yè)中無實際控制人企業(yè)所占比重（LNAC）作為工具變量進行Heckman兩階段回歸。第一階段回歸結(jié)果顯示，工具變量（LNAC）的回歸系數(shù)顯著為正，表明不存在弱工具變量問題。第二階段回歸結(jié)果顯示，逆米爾斯比率的回歸系數(shù)顯著為正，無實際控制人（NAC）的回歸系數(shù)在1%水平上顯著為正，表明存在自選擇效應(yīng)，但修正了自選擇產(chǎn)生的估計偏誤后，本文結(jié)論未發(fā)生變化。

（3）緩解雙向因果關(guān)系的內(nèi)生性。為避免因果倒置產(chǎn)生的內(nèi)生性問題，借鑒劉佳偉等[8]的思路，本文用未來一期的投資效率替代同期投資效率對模型2重新進行回歸。結(jié)果顯示，在考慮因果倒置問題，替換投資效率衡量指標后，無實際控制人仍在10%水平上降低了企業(yè)投資效率，本文結(jié)論可靠。

2.其他穩(wěn)健性檢驗

本文進行安慰劑檢驗以驗證前文回歸結(jié)果是否由偶然或不可觀測因素造成，將無實際控制人隨機分配給上市公司，然后將新生成的數(shù)據(jù)利用模型2重新進行回歸。為增強檢驗的可靠性，重復(fù)進行500次檢驗。若安慰劑檢驗結(jié)果與前文一致，即無實際控制人顯著降低了企業(yè)投資效率，說明本文結(jié)論不能為無實際控制人與投資效率之間的關(guān)系提供強有力的經(jīng)驗證據(jù)。若安慰劑檢驗結(jié)果顯示無實際控制人與投資效率不存在顯著關(guān)系，則說明本文結(jié)論具有較高可信度。安慰劑檢驗結(jié)果顯示，隨機將無實際控制人分配給上市公司不會對投資效率產(chǎn)生顯著影響，本文構(gòu)建的虛擬處理效應(yīng)不存在，無實際控制人對投資效率的負向影響并不是完全由偶然或不可觀測因素造成，本文結(jié)論具有較高可信度。限于篇幅，未列示穩(wěn)健性檢驗結(jié)果，留存?zhèn)渌鳌?/p>

五、進一步研究

（一）異質(zhì)性檢驗

1.企業(yè)內(nèi)部治理的異質(zhì)性分析：股權(quán)集中度和兩職分離

無實際控制人對投資效率的影響可能會因企業(yè)內(nèi)部治理環(huán)境的不同而存在顯著差異。股權(quán)結(jié)構(gòu)和董事會監(jiān)督性是影響企業(yè)內(nèi)部治理的重要因素。因此，本文選取股權(quán)集中度、董事長與總經(jīng)理兼任情況檢驗內(nèi)部治理如何影響無實際控制人與投資效率之間的關(guān)系。

（1）股權(quán)集中度。股東監(jiān)督治理作用的發(fā)揮受到股權(quán)集中度的影響。在無實際控制人企業(yè)，大股東是否愿意伸出“監(jiān)督之手”主要取決于其持股比例的高低。大股東持股比例越高，與企業(yè)的利益協(xié)同效應(yīng)越強，越有動機和能力監(jiān)督管理層，限制其投資扭曲行為。在完全競爭和完全壟斷股權(quán)結(jié)構(gòu)中，達到一定集中度的分散性股權(quán)結(jié)構(gòu)不僅能夠發(fā)揮“監(jiān)督效應(yīng)”，還能抑制大股東的“掏空效應(yīng)”，降低股權(quán)代理成本，發(fā)揮對企業(yè)投資效率的“激勵效應(yīng)”[19]。因此，本文預(yù)期，股權(quán)集中度會抑制無實際控制人對投資效率的負向影響。

為了檢驗股權(quán)集中度對無實際控制人與投資效率之間關(guān)系的影響，本文根據(jù)同行業(yè)、同年度第一大股東持股比例（Top1）的均值將樣本分為股權(quán)集中度高組（Top1=1）和股權(quán)集中度低組（Top1=0），預(yù)計NAC的系數(shù)在股權(quán)集中度低組更顯著。表5中列（1）和列（2）的檢驗結(jié)果顯示，在股權(quán)集中度低組，NAC的系數(shù)顯著為正，而在股權(quán)集中度高組中不顯著。同時，費舍爾組合檢驗的結(jié)果顯示，NAC的系數(shù)在股權(quán)集中度高、低兩組間存在顯著差異。這表明股權(quán)集中度能夠有效抑制無實際控制人對投資效率的負向影響。

（2）兩職分離?；诖砝碚摚麻L兼任總經(jīng)理違背了決策制定權(quán)與決策控制權(quán)應(yīng)當分離的原則，將會削弱董事會監(jiān)督的獨立性和有效性，損害企業(yè)經(jīng)濟效率。相較于兩職合一，董事長與總經(jīng)理兩職分離能夠強化企業(yè)內(nèi)部監(jiān)督機制，約束管理層權(quán)力，降低總經(jīng)理發(fā)生自利行為和“敗德行為”的概率，減輕委托代理問題，進而提高企業(yè)投資效率[20]。因此，本文預(yù)期，兩職分離會抑制無實際控制人對投資效率的負向影響。

為了檢驗董事長與總經(jīng)理兩職兼任情況對無實際控制人與投資效率之間關(guān)系的影響，本文將樣本分為兩職合一組（Two=0）和兩職分離組（Two=1），預(yù)計NAC的系數(shù)在兩職合一組更顯著。表5中列（3）和列（4）的檢驗結(jié)果顯示，在兩職合一組中，NAC的系數(shù)顯著為正，而在兩職分離組中不顯著。同時，費舍爾組合檢驗的結(jié)果顯示，NAC的系數(shù)在兩職合一、兩職分離兩組間存在顯著差異。這表明兩職分離能夠有效抑制無實際控制人對投資效率的負向影響。

2.企業(yè)外部治理的異質(zhì)性分析：法律環(huán)境和外部審計

有效的公司治理需要同時發(fā)揮內(nèi)外部治理機制的作用。注冊會計師審計和法律環(huán)境是企業(yè)外部治理機制的重要影響因素，能夠為企業(yè)提供一個公平的外部競爭環(huán)境，有效地緩解代理問題，抑制非效率投資行為。

（1）法律環(huán)境。企業(yè)總是處于特定的外部環(huán)境中，其治理活動和經(jīng)營活動受到外部環(huán)境的影響，相較于市場機制，在經(jīng)濟轉(zhuǎn)型期或新型市場經(jīng)濟中制度性因素對投資行為的影響更為深刻[21]。作為影響投資行為的重要制度性因素，法律制度越完善，資本市場法治水平越高，對管理層和大股東道德風(fēng)險行為的約束和監(jiān)督就會越有效，能夠顯著降低企業(yè)的代理成本[22]，提高投資者保護水平，抑制過度投資和緩解投資不足[23]，促進企業(yè)成長。作為資本市場的“根本大法”，2020年3月1日實施的新《證券法》，提高了上市公司違法違規(guī)成本，強化了投資者保護制度，進一步提升了資本市場的市場化和法制化，有利于緩解利益相關(guān)者之間的代理沖突，降低企業(yè)投資扭曲程度。因此，本文預(yù)期，法律環(huán)境會抑制無實際控制人對投資效率的負向影響。

為了檢驗法律環(huán)境對無實際控制人與投資效率之間關(guān)系的影響，本文以2020年新《證券法》的實施為時間節(jié)點，將樣本分為法律環(huán)境好組（Law=1）和法律環(huán)境差組（Law=0），預(yù)期NAC的系數(shù)在法律環(huán)境差組更顯著。表5中列（5）和列（6）的檢驗結(jié)果顯示，在法律環(huán)境差組，NAC的系數(shù)顯著為正，而在法律環(huán)境好組不顯著。同時，費舍爾組合檢驗的結(jié)果顯示，NAC的系數(shù)在法律環(huán)境好、差兩組存在顯著差異。這表明法律環(huán)境能夠有效抑制無實際控制人對投資效率的負向影響。

（2）外部審計。注冊會計師審計作為企業(yè)外部治理的重要制度性安排，可以通過緩解信息不對稱和代理沖突影響企業(yè)投資行為。由于委托代理關(guān)系和信息不對稱問題的存在，管理層出于私人收益或私人成本的考慮，可能存在過度投資或投資不足的行為，而高質(zhì)量審計可以提高財務(wù)報告質(zhì)量，發(fā)揮信號傳遞作用，降低信息不對稱程度和管理層代理成本，有效約束管理層的非效率投資行為[24]。同時，高質(zhì)量審計的監(jiān)督作用和信號傳遞作用可以抑制大股東侵占利益道德風(fēng)險，緩解信息不對稱的危害，降低管理層與大股東合謀侵犯中小股東利益的可能性，保護中小投資者的利益，降低大股東與中小股東之間的代理成本，提高企業(yè)投資效率。因此，本文預(yù)期，外部審計會抑制無實際控制人對投資效率的負向影響。

為了檢驗外部審計對無實際控制人與投資效率之間關(guān)系的影響，借鑒李心愉等[25]的研究，本文根據(jù)同行業(yè)、同年度用企業(yè)資產(chǎn)規(guī)模進行標準化的審計費用均值將樣本分為審計質(zhì)量高組（AQ=1）和審計質(zhì)量低組（AQ=0），預(yù)計NAC的系數(shù)在審計質(zhì)量低組更顯著。表5中列（7）和列（8）的檢驗結(jié)果顯示，在審計質(zhì)量低組，NAC的系數(shù)顯著為正，而在審計質(zhì)量高組不顯著。同時，費舍爾組合檢驗的結(jié)果顯示，NAC的系數(shù)在審計質(zhì)量高、低兩組存在顯著差異。這表明外部審計能夠有效抑制無實際控制人對企業(yè)投資效率的負向影響。

（二）區(qū)分投資不足和投資過度

前文的回歸結(jié)果已經(jīng)表明，企業(yè)無實際控制人對投資效率具有負向影響，那么，這種影響針對投資不足和投資過度是否均有效，“無實際控制人—兩類股權(quán)代理成本—投資不足/投資過度—投資效率”的作用路徑是否均有效？為此，本文首先根據(jù)模型1的回歸殘差值將投資效率分為投資不足和投資過度兩種情況。如果殘差值為負，表示企業(yè)存在投資不足，取絕對值后用UNINT表示；如果殘差值為正，表示企業(yè)存在投資過度，用OVINT表示。然后，在投資不足和投資過度兩種情況下分別對模型2—模型4進行回歸。下面將根據(jù)前文的中介效應(yīng)檢驗步驟，對投資不足和投資過度兩種情況下代理成本的中介效應(yīng)進行分析。

由表6可知，列（1）—列（3）是檢驗無實際控制人通過影響第一類股權(quán)代理成本作用于企業(yè)投資不足的回歸結(jié)果。列（1）顯示無實際控制人（NAC）與投資不足（UNINT）的回歸系數(shù)顯著為正，這說明無實際控制人加劇了企業(yè)投資不足。列（2）顯示無實際控制人（NAC）與第一類股權(quán)代理成本（Agent1）的回歸系數(shù)顯著為正，說明企業(yè)無實際控制人加劇了第一類股權(quán)代理成本。列（3）顯示第一類股權(quán)代理成本（Agent1）與投資不足（UNINT）的回歸系數(shù)顯著為正，說明第一類股權(quán)代理成本的增加顯著加劇企業(yè)投資不足；加入第一類股權(quán)代理成本中介變量后，與列（1）相比，無實際控制人（NAC）的回歸系數(shù)變小，且顯著為正。這說明第一類股權(quán)代理成本在無實際控制人影響投資不足的過程中發(fā)揮了部分中介效應(yīng)。列（4）—列（6）是檢驗無實際控制人通過影響第一類股權(quán)代理成本作用于企業(yè)投資過度的回歸結(jié)果，列（4）顯示無實際控制人對企業(yè)投資過度不存在顯著影響，不滿足中介效應(yīng)成立所需條件，終止檢驗。

按照上述分析步驟，本文對第二類股權(quán)代理成本的分樣本中介效應(yīng)檢驗結(jié)果進行分析可知（限于篇幅，檢驗結(jié)果留存?zhèn)渌鳎?，第二類股?quán)代理成本在無實際控制人影響投資不足的過程中發(fā)揮了部分中介效應(yīng)，對于投資過度的作用路徑無效。綜上可知，企業(yè)無實際控制人對投資效率的負向影響表現(xiàn)在加劇了投資不足，且僅存在“無實際控制人—兩類股權(quán)代理成本—投資不足—投資效率”的作用路徑，“無實際控制人—兩類股權(quán)代理成本—投資過度—投資效率”的作用路徑無效。

六、研究結(jié)論與建議

（一）研究結(jié)論

在資本市場進入分散股權(quán)時代背景下，企業(yè)無實際控制人產(chǎn)生的治理問題及經(jīng)濟影響不容忽視。本文以2010—2021年滬深A(yù)股上市公司為研究對象，考察無實際控制人對投資效率的影響及其作用機理。實證結(jié)果發(fā)現(xiàn)，無實際控制人顯著降低了企業(yè)投資效率，在進行傾向得分匹配法、Heckman兩階段模型、替換企業(yè)投資效率衡量指標等一系列穩(wěn)健性測試后，結(jié)論依然成立。影響機制檢驗發(fā)現(xiàn)，代理成本發(fā)揮了部分中介作用，即無實際控制人通過增加兩類股權(quán)代理成本導(dǎo)致投資不足，降低了企業(yè)投資效率。異質(zhì)性檢驗發(fā)現(xiàn)，股權(quán)集中度、兩職分離、法律環(huán)境和外部審計能夠有效抑制無實際控制人對投資效率的負向影響。

（二）政策建議

基于上述研究發(fā)現(xiàn)，本文提出如下建議：

第一，監(jiān)管部門應(yīng)當強化對無實際控制人企業(yè)的監(jiān)督和管理，完善監(jiān)管政策。監(jiān)管部門應(yīng)強化上市公司控制權(quán)的信息披露，防止實際控制人為攫取私人利益，暗箱操作，以各種形式隱瞞控制權(quán)以規(guī)避應(yīng)履行的義務(wù)，造成權(quán)責(zé)不一，同時應(yīng)進一步提高大股東及其關(guān)聯(lián)方資金占用等違法違規(guī)行為的成本，完善投資者保護制度，緩解內(nèi)部人控制問題，以切實保護企業(yè)和投資者的利益，提高資源配置效率。

第二，無實際控制人企業(yè)應(yīng)當完善內(nèi)部治理機制，提高發(fā)展質(zhì)量。無實際控制人企業(yè)應(yīng)當選擇董事長與總經(jīng)理兩職分離的權(quán)力結(jié)構(gòu)安排，提高董事會的獨立性，降低總經(jīng)理發(fā)生自利行為和“敗德行為”的概率；提高股權(quán)集中度，降低企業(yè)被舉牌的風(fēng)險，增強大股東與企業(yè)的利益協(xié)同效應(yīng)，促使大股東有動力和能力監(jiān)督管理層，減弱大股東侵占企業(yè)和中小投資者利益的動機，降低可能產(chǎn)生的內(nèi)部人控制問題，抑制非效率投資行為，促進企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展。

第三，健全法治環(huán)境，提高審計師審計質(zhì)量，改善企業(yè)外部治理機制。外部治理環(huán)境影響企業(yè)內(nèi)部治理機制功能的發(fā)揮，一個國家的法治水平不僅能夠直接影響且還會通過代理問題間接影響企業(yè)投資行為。信息不對稱引起的代理問題是造成企業(yè)非效率投資的重要因素，而高質(zhì)量審計能夠減輕信息不對稱程度。因此，政府部門應(yīng)該不斷優(yōu)化完善法律制度，營造良好的法治環(huán)境，同時加強中介機構(gòu)的監(jiān)督職能，降低代理成本，提高企業(yè)投資效率。

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