實際控制人超額委派董事與企業投資效率

李 璐 薄 文 院 茜

(中南財經政法大學 會計學院，湖北 武漢 430073)

一、引言

2021年中國證監會發布并實施《公開征集上市公司股東權利管理暫行規定》，對公開征集上市公司股東權利制度進行完善，規范提案權、表決權獲取方式與信息披露，旨在發揮加強企業控制權的積極作用，規避股權分散情況下決策效率低下的問題。實際上，在我國缺乏雙重股權結構的背景下，除獲取股東大會的表決權之外，在上市公司董事會中委派代表自身利益的董事來提升對企業決策的實際影響力，也是加強企業控制權較為普遍的方式[1]。例如，2017年萬科新一屆董事會改選，其實際控制人深圳地鐵通過超額委派董事增強對企業的控制權[2]。實際控制人對企業的決策具有至關重要的影響，寶萬股權之爭使得實際控制人超額委派董事這一控制權增強機制逐漸受到學界和業界的關注。

關于超額委派董事的經濟后果，部分學者認為董事會席位超額控制會引發負外部性，即缺乏有效監督的大股東會通過掏空企業資源來謀取私有收益[3][4]，從而損害企業價值。另一方面，企業控制權的穩定有利于緩解股權分散情況下中小股東“搭便車”問題，對管理層形成有效的監督和激勵，緩解企業內外部信息不對稱[5]。此外，在外部接管市場，增強企業控制權有助于防御控制權市場威脅，減少管理層為保障職位安全而采取的短視行為，促使其采取符合股東利益最大化的經營決策[2]。投資是企業至關重要的經營決策之一，Richardson(2006)認為信息不對稱引發的逆向選擇和道德風險問題是導致投資扭曲的重要原因[6]。實際控制人通過超額委派董事增強了企業控制權，存在維護控制權市場穩定和便利隧道挖掘行為的雙重影響，從而對企業信息質量和管理層決策產生影響。那么實際控制人超額委派董事是否會影響企業投資效率？實際控制人超額委派董事影響企業投資效率的具體機制是什么？為回答上述問題，本文以2007—2020年滬深A股上市公司為研究樣本，實證檢驗實際控制人超額委派董事與企業投資效率之間的關系及其作用機制。

本文的研究貢獻主要體現在以下兩方面：第一，豐富了實際控制人與董事結構對企業投資影響的研究?，F有文獻主要關注董事性別[7]、董事網絡位置[8]、董事身份[9]等特征對企業投資決策的影響，本文將股東與董事進行有機結合，從實際控制人委派董事視角研究了董事結構對企業投資行為的影響。第二，目前關于實際控制人超額委派董事經濟后果的研究相對較少，且大多為負面結論，如會降低公司價值[10]、降低公司信貸可得性[4]以及方便管理層進行隧道挖掘行為等[3]。而李鳳羽等(2021)發現實際控制人超額委派董事有利于穩定公司外部控制權市場，促進企業創新[2]。本文基于企業投資視角，為實際控制人超額委派董事這一現象存在的合理性提供理論依據。

二、文獻回顧與研究假設

(一)文獻回顧

1.投資效率?，F有研究認為信息不對稱和代理問題是導致非效率投資的重要原因[6]。一方面，管理者與投資者之間的信息不對稱會引發逆向選擇問題，致使市場資金無法實現有效配置并造成非效率投資。由于企業內外部存在信息不對稱，具有信息優勢的管理者會選擇在股價高估時進行融資。此時，理性投資者會選擇給予股價較大折扣，增加企業融資成本?？紤]到現有股東利益，管理者會放棄為投資機會進行融資，導致企業投資不足[11]。另一方面，管理者與股東之間的信息不對稱和代理成本會引發道德風險，管理者并不總是以股東利益最大化為目標，而是基于自身利益函數進行投資決策。若管理層傾向于構建“商業帝國”以獲取私有收益，則會導致出現追求投資規模而非投資效益的過度投資[12]；若管理層懼怕投資失利帶來的風險，傾向于享受“平靜生活”，則會導致投資不足[13]?；谝陨侠碚?，學者從公司治理、信息環境等視角探究如何緩解企業非效率投資問題。從信息環境的視角來看，高質量的信息披露能夠幫助利益相關者更好地預測企業價值，緩解信息不對稱，從而提高其投資效率[14]。在公司治理研究層面，從股權結構來看，與分散的股權結構相比，股權結構較為集中更有利于抑制過度投資，但過度集中的股權結構又會引發大股東利益侵占行為，對企業投資效率產生負面影響[15]。從股東異質性來看，機構投資者既擁有足夠的動機與管理層和大股東形成合謀，增加第二類代理成本，導致企業非效率投資[16]，也具備參與和監督管理層決策的能力，從而有利于提升企業投資效率[17]。國有持股比例較高的企業能夠向外傳遞積極的經營信號，緩解企業由于資金缺乏而造成的投資不足[18]。

2.超額委派董事。董事結構作為公司治理的重要內容，在參與企業管理與決策方面發揮著巨大作用?，F有研究指出，實際控制人通過超額委派董事這一控制權增強機制會對企業經營產生兩種不同的影響，從消極方面來看，通過超額委派董事，實際控制人更容易采取關聯交易、資金占用等隧道挖掘行為來謀取控制權私有收益，加劇企業的財務風險，降低企業經營效率[3][4]。從積極影響來看，一方面企業股權分散度越高，中小股東越難以具備影響管理層決策的話語權；企業控制權的集中能夠緩解第一類代理問題，實現對管理層的威懾和約束，有助于提升企業價值[19]。另一方面，在外部控制權市場，控制權的強化增加了潛在收購者攫取公司控制權的難度，為管理者實施技術創新提升企業長期業績營造了安全穩定的外部環境[2]。此外，非國有股東超額委派董事能夠有效制約國有企業“內部人控制”問題，改善國有企業會計信息質量[20]。

縱觀現有文獻，超額委派董事作為增強企業控制權的重要手段，既有可能對管理層形成有效監督和激勵，降低控制權市場威脅，緩解企業內外部信息不對稱，也能夠為實際控制人實施機會主義行為提供便利，對企業經營效率產生負面影響。目前尚未有研究探討實際控制人委派董事與投資效率之間的關系。因此，本文實證檢驗實際控制人超額委派董事對企業投資效率的影響并分析其作用機制，以期豐富現有超額委派董事經濟后果的相關研究。

(二)研究假設

本文認為實際控制人超額委派董事能夠通過以下方面影響企業投資效率：

第一，實際控制人超額委派董事能夠緩解企業信息不對稱程度。信息不對稱和代理問題是導致企業投資扭曲的重要原因[6]，企業內外部信息不對稱使得投資者無法準確評估企業價值，引發融資過程中逆向選擇問題，推高外部融資成本，迫使管理層不得不放棄部分有價值的投資項目。當企業內外部信息不對稱程度較高時，投資者無法直接觀測管理層的努力程度，存在道德風險問題。管理層既有可能盲目使用企業自由現金流來擴大投資，通過過度投資獲取私有收益[21]；也有可能基于職業安全和個人聲譽的考慮，放棄凈現值為正的投資機會，享受平靜生活，造成企業投資不足[13]。實際控制人通過超額委派董事增強了企業控制權，降低了股權分散導致股東對管理層監督不力的問題，從而對管理層決策產生影響[2]。一方面，實際控制人通過超額委派董事強化企業控制權有助于約束管理層的機會主義行為，提升企業信息披露質量，降低管理者進行自利性投資決策的可能性，從而提升企業資源配置效率。另一方面，企業信息透明度的提高有利于向資本市場傳遞積極信號，緩解企業內外部之間的信息不對稱程度，降低企業的融資成本，減少由于資金限制導致的非效率投資問題。

第二，實際控制人超額委派董事能夠降低管理層短視傾向。外部控制權市場收購行為作為具有威懾力的治理機制，會導致“約束效應”和“短視效應”?！凹s束效應”是指控制權市場威脅有助于約束管理層的機會主義行為，當企業經營不善導致價值被低估時，外部市場能夠通過較低的成本獲得該企業的控制權，管理層可能因為業績不佳被視為不具備勝任能力而被更換，從而有助于提升企業價值[22]?！岸桃曅笔侵府斊髽I面臨惡意收購威脅并引發管理者的職位風險時，管理層可能以損害企業長期利益為代價來保證短期業績目標。為了完成股東預期的業績目標和提高其在經理人市場的個人聲譽，管理者會傾向于依據任期內業績目標制定短視性投資決策[23]，通過會計政策選擇、盈余管理等管理層防御措施來平滑收益[24]。因此，基于控制權市場威脅理論，實際控制人超額委派董事能夠加強其對企業的控制權，抵制潛在收購，有效緩解控制權市場壓力，緩解管理層對短期業績波動的敏感性，降低管理層職業憂慮[2]。實際控制人超額委派董事一方面能夠提升管理層任職穩定性，降低管理層面臨的短期業績波動或企業收購風險引發的經營壓力，提高管理層風險承擔能力，緩解懼怕投資失利導致的投資不足，增加有利于企業發展的長期投資；另一方面能夠減少管理層操縱財務報表、進行盈余管理等短視行為的動機，提升財務信息透明度，從而提高企業資源配置效率，減少非效率投資行為。

綜上所述，實際控制人超額委派董事可以通過降低公司信息不對稱，為企業進行合理投資決策提供有利環境，也可以通過降低控制權市場威脅，緩解管理層短視行為對投資效率的不利影響。

然而，實際控制人超額委派董事也可能對投資效率產生負面影響。從內部治理視角來看，通過超額委派董事，實際控制人在董事會相關議案表決中擁有了更大的話語權，降低了其他董事和中小股東的監督效果，實際控制人更容易采取關聯交易、資金占用等隧道挖掘行為來謀取控制權私有收益[3]，從而對投資效率產生不利影響。從外部控制權市場來看，實際控制人超額委派董事與反收購條款、雙重股權結構等控制權增強機制類似[2]，雖然增強控制權能夠保障管理層職位安全，但也會加劇管理層與股東之間的代理沖突，導致管理層塹壕效應[25]。作為企業重要的外部治理機制之一，控制權市場懲戒機制有助于降低代理成本，監督和約束管理層的無效率行為，迫使其以股東財富最大化為目標進行經營決策[26]。但是實際控制人超額委派提高了控制權轉移難度，為現有管理層提供了“壕溝防御”，弱化了控制權市場對其的約束作用，導致管理層可能由于建立“商業帝國”而進行過度投資，或者管理層傾向于享受平靜生活，導致投資不足。因此，實際控制人超額委派董事對內部治理和控制權市場威脅的弱化作用可能會損害企業投資效率。

基于以上分析，本文提出如下競爭性假設：

H1a：實際控制人超額委派董事會提高企業投資效率。

H1b：實際控制人超額委派董事會降低企業投資效率。

三、研究設計

(一)樣本選取與數據來源

本文選取2007—2020年滬深A股上市公司作為初始研究樣本。在此基礎上，借鑒李鳳羽等(2021)的做法[2]，本文以董事是否在實際控制人控制鏈中的公司內任職作為實際控制人委派董事的衡量標準①。具體步驟如下：首先，從CSMAR數據庫中整理董事兼職數據以及實際控制人控制鏈相關數據；其次，若董事或董事兼職單位在實際控制人控制鏈中，則表明該董事由實際控制人委派；最后，對年報中實際控制人情況和股東單位兼職情況進行抽樣校對。上市公司相關數據來源于CSMAR數據庫。本文剔除金融行業、ST、PT以及數據缺失的公司樣本，最后得到23106個公司—年度觀測值。

(二)變量定義和度量

1.投資效率。借鑒Richardson(2006)、代昀昊和孔東民(2017)的研究[6][27]，本文通過估計模型(1)來構造投資效率指標(InvEff)：

β7lnvi,t-1+∑Year+∑Industry+εi,t

(1)

在模型(1)中，Inv為新增資本投資，以購建固定資產、無形資產和其他長期資產支付的現金減去處置固定資產、無形資產和其他長期資產收回的現金凈額，并除以年初總資產表示。TQ為企業成長機會，以托賓Q表示；Size為公司規模，以總資產自然對數表示；Lev為資產負債率，以總負債除以總資產表示；Cash為現金持有量，以貨幣資金除以總資產表示；Ret為年個股回報率；Age為上市年齡，以當年與上市年份差值取自然對數表示。模型(1)控制了年份(Year)和行業(Industry)固定效應，并對解釋變量進行滯后一期處理，該模型估計所得殘差的絕對值為投資效率(InvEff)，其值越大表示投資效率越低。進一步，根據殘差的正負分為過度投資(OverInv)和投資不足(UnderInv)。本文借鑒已有研究[27]，分別將InvEff、OverInv和UnderInv擴大10倍。

2.實際控制人超額委派。借鑒李鳳羽等(2021)的方法[2]，本文分別通過構建實際控制人超額委派董事比例(Scb1)、剔除獨立董事后實際控制人超額委派董事比例(Scb2)以及實際控制人現金流權超額委派董事比例(Scb3) 三個指標來衡量上市公司實際控制人超額委派董事程度，具體構建方法見表1。

3.控制變量。借鑒已有研究[27][28]，本文選取公司規模(Size)、資產負債率(Lev)、資產收益率(ROA)、經營活動現金流(CFO)、資產有形性(PPE)、無形資產占比(Intan)、高管薪酬(Salary)、董事會規模(Board)、獨董比例(OutDir)、股權制衡度(Balance)和產權性質(SOE)作為控制變量，變量定義及具體計算方法見表1。

(三)模型設計

為驗證實際控制人超額委派董事與投資效率之間的關系，本文構建以下模型進行檢驗：

InvEffi,t+1=α+βScbi,t+γControlsi,t+∑Year+∑Industry+εi,t

(2)

在模型(2)中，InvEffi,t+1為公司i在t+1期的投資效率，核心解釋變量Scbi,t為公司i在t期的實際控制人超額委派董事指標，采用實際控制人超額委派董事比例(Scb1)、剔除獨立董事后實際控制人超額委派董事比例(Scb2)以及實際控制人現金流權超額委派董事比例(Scb3)表示。Controlsi,t為控制變量。此外，該模型還控制了年度(Year)和行業固定效應(Industry)。為克服變量極端值影響，本文對所有連續變量進行上下1%分位數的雙側縮尾處理，并對回歸結果的標準誤在公司層面進行Cluster調整。

新時代背景下，互聯網招聘信息成為當代大學生求職應聘的主要途徑。由于網絡具有虛擬性及開放性，各大招聘平臺在提供了更加豐富的招聘信息的同時，也為部分不法分子創造了可乘之機，虛假招聘信息的發布及傳播給大學生的就業帶來了嚴重的不良影響。還有部分企業為了盡快招到崗位人才，發布較高的工資薪酬，但在試用期又以各種名義進行不合理收費，在試用期滿后，再以試用不合規為借口將其辭退，進一步擾亂了社會就業市場的發展秩序。

表1變量定義

四、實證分析

(一)描述性統計

表2為本文主要變量的描述性統計結果。由表2可以看出，投資效率(InvEfft+1)均值為0.287，表明我國上市企業存在非效率投資問題，且不同企業之間存在較大差異。過度投資(OverInvt+1)均值為0.383、投資不足(UnderInvt+1)均值為-0.235。實際控制人超額委派(Scb1、Scb2和Scb3)的均值分別為-0.224、-0.116 和-0.172，標準差分別為0.200、0.275和0.221，與李鳳羽等(2021)的研究基本一致[2]，表明我國上市企業中，實際控制人超額委派董事程度存在差別，這為本文探究超額委派董事的經濟后果提供了契機。此外，本文其他控制變量的描述性統計結果與相關研究基本保持一致[27]，此處不再贅述。

表2主要變量描述性統計

(二)基準回歸

表3展示了實際控制人超額委派董事對企業投資效率的回歸結果。其中，列(1)(3)(5)為僅控制行業和年份固定效應的單變量回歸結果，而列(2)(4)(6)為加入相關控制變量的多元回歸結果。由表3可以看出，單變量回歸結果中，實際控制人超額委派董事(Scb1、Scb2和Scb3)的估計系數均在1%的統計水平上顯著為負(估計系數分別為-0.054、-0.034和-0.049)。而在控制相關公司層面變量后，實際控制人超額委派董事(Scb1、Scb2和Scb3)的估計系數依然至少在5%的統計水平上顯著為負(估計系數分別為-0.047、-0.023和-0.044)。并且，實際控制人超額委派董事對投資效率的影響不僅在統計意義上顯著，也具有顯著的經濟意義。以第(2)列為例，Scb1每提高一個標準差(0.200)，投資效率(InvEff)會提升均值的3%②。以上回歸結果支持假設H1a，即實際控制人超額委派董事這一控制權增強機制能夠顯著提升企業投資效率，有利于企業資源實現有效配置。

表3基準回歸結果

既然實際控制人超額委派董事有利于提升企業投資效率，那么到底是抑制過度投資，還是緩解投資不足，抑或是二者兼而有之？為此，本部分進一步將實際控制人超額委派董事(Scb)對企業過度投資(OverInv)和投資不足(UnderInv)進行回歸分析。表4的實證結果顯示，實際控制人超額委派董事(Scb)對企業過度投資(OverInvt+1)不具有顯著影響，但對投資不足(UnderInvt+1)的回歸系數在1%的統計水平上顯著為正(估計系數分別為0.046、0.024和0.043)。以上結論說明，實際控制人超額委派董事對投資效率的提升作用，主要在于緩解投資不足，而非抑制過度投資。

表4實際控制人超額委派董事對企業過度投資、投資不足的影響

(三)內生性問題處理

本文發現實際控制人超額委派董事有利于提升企業投資效率，為確保結論的可靠性，本文采用以下幾種方式來克服可能存在的內生性問題：

1.工具變量法。借鑒已有研究[2]，本文選用行業內除本企業外其他企業實際控制人超額委派董事的均值(Scb_Ind)作為實際控制人超額委派董事(Scb)的工具變量。行業內其他企業實際控制人超額委派董事的均值與本企業實際控制人超額委派董事之間存在一定相關性，但行業內其他企業的超額委派董事程度不太可能對該企業投資效率產生影響。表5列(1)～(3)為工具變量第一階段回歸結果，可以發現，實際控制人超額委派董事行業均值(Scb_Ind1、Scb_Ind2和Scb_Ind3)對企業實際控制人超額委派董事(Scb1、Scb2和Scb3)具有顯著正向影響，這在一定程度上表明本文工具變量的選取較為合理③。第(4)～(9)列為工具變量第二階段回歸結果，該結果表明實際控制人超額委派董事的預測變量(Scb1、Scb2和Scb3)對企業投資效率(InvEfft+1)和投資不足(UnderInvt+1)的回歸系數仍然在1%的統計水平上顯著，且符號與基準回歸一致。以上結果在一定程度上證明了本文結論的可靠性。

表5內生性問題處理：工具變量法

2.Heckman兩步法。本部分進一步采用Heckman兩階段方法克服可能存在的樣本選擇偏誤問題。具體做法為：選擇基準回歸模型(2)中的所有控制變量，以及行業內除本企業外其他企業實際控制人超額委派董事的均值(Scb_Ind)作為自變量，將實際控制人是否超額委派董事(Scb_dum)作為因變量進行 Probit 回歸④，計算得到逆米爾斯比率(IMR)，再將逆米爾斯比率(IMR)作為控制變量加入到回歸模型(2)中，以糾正潛在的選擇性偏差對本文研究結論的干擾。表6為Heckman兩階段回歸結果，可以看出，逆米爾斯比率(IMR1、IMR2和IMR3)與企業投資效率(Invefft+1)和投資不足(Underinvt+1)均存在顯著相關性，這說明考慮實際控制人超額委派董事樣本選擇可能造成的估計偏誤是有必要的。但實際控制人超額委派董事指標(Scb1、Scb2和Scb3)對投資效率(InvEfft+1)和投資不足(UnderInvt+1)的回歸系數仍至少在5%的統計水平上顯著，且符號方向與基準回歸結果保持一致。這一結果說明，在控制了樣本選擇性偏誤后，本文結論依然成立。

3.傾向得分匹配法。本文采用傾向匹配得分法(PSM)來控制模型誤設導致的內生性問題，具體做法為：將存在實際控制人超額委派董事的企業設定為處理組，而將不存在實際控制人超額委派董事的企業設定為控制組。首先采用Probit模型，按每個年度將實際控制人超額委派董事虛擬變量對本

表6內生性問題處理：Heckman兩步法

文模型(2)中所有控制變量進行回歸，然后使用模型估計得到的傾向得分，分別逐年將處理組樣本和控制組樣本進行最近鄰匹配以緩解內生性問題。根據PSM法進行匹配后重新進行回歸的結果顯示，無論是采用1∶1、1∶2還是1∶3匹配，實際控制人超額委派董事對投資效率(InvEfft+1)的回歸系數均顯著為負，對投資不足(Underinvt+1)的回歸系數均顯著為正，進一步支持了本文基準回歸的結論⑤。

(四)穩健性檢驗

為確保研究結論的穩健性，本文進行如下穩健性檢驗：第一，替換被解釋變量計算方式。借鑒張會麗和陸正飛(2012)的研究[28]，替換投資效率(InvEff)和投資不足(UnderInv)的計算方式重新進行回歸。第二，對被解釋變量進行敏感性分析?，F有學者認為以殘差作為被解釋變量可能產生估計偏誤[29]。為緩解采用模型(1)估計殘差衡量企業投資效率(InvEff)可能存在的估計偏誤，借鑒Chen等(2018)的做法[29]，將模型(1)中所有協變量納入基準回歸分析模型(2)中，重新進行回歸。第三，將被解釋變量提前兩期，實際控制人超額委派董事對企業投資效率的影響可能存在滯后效應，基于此，本文實證檢驗實際控制人超額委派董事對提前兩期的企業投資效率的影響。在以上穩健性檢驗中，實際控制人超額委派董事(Scb1、Scb2和Scb3)對企業投資效率(InvEfft+1)的回歸系數均至少在10%的統計水平上顯著為負，對企業投資不足(UnderInvt+1)的回歸系數均在1%的統計水平上顯著為正。以上結果均支持了研究假設H1a，進一步證實了本文結論的穩健性⑥。

五、作用機制檢驗

(一)緩解企業信息不對稱

企業內外部信息不對稱會導致投資者索要較高的溢價，從而推高企業融資成本，信息不對稱程度越高，企業融資約束程度越嚴重[30]。實際控制人超額委派董事增強了企業控制權，有利于實際控制人對管理層進行約束和監督[2]，降低管理層的自由裁量權，提高企業信息披露水平，從而有效緩解企業內外部信息不對稱。此時，企業控制權的穩定和信息透明度的提升有助于增強外部投資者信心，緩解企業面臨的融資約束，從而促進企業提升投資水平和投資效率。因此，本文分別以信息披露質量(KV)和融資約束(SA)來衡量企業信息不對稱程度。具體地，采用SA指數度量企業融資約束程度，SA指數的值越大，表明企業面臨的融資約束越嚴重[31]。同時借鑒林長泉等(2016)的研究[32]，本文采用KV指數作為公司信息披露質量指標。具體計算方式如下：

KV=β×1000000

(3)

在式(3)中，Pt代表t日收盤價，Volt代表t日交易股數，Vol0代表年平均交易股數。計算步驟如下：首先，對個股按年度進行回歸，估計得到β系數。然后，剔除β系數為負的值，并將β系數擴大1000000倍，計算得到KV值。KV為負向指標，其值越小，說明信息披露質量越高。

表7為信息不對稱的機制檢驗結果。第(1)～(3)列顯示，實際控制人超額委派董事(Scb1、Scb2和Scb3)對企業信息披露質量(KV)的回歸系數均在1%的統計水平上顯著為負，表明實際控制人超額委派董事能夠促進企業信息質量的改善。第(4)～(6)列顯示，實際控制人超額委派董事(Scb1、Scb2和Scb3)對企業融資約束(SA)的回歸系數均在1%的統計水平上顯著為負，表明實際控制人超額委派董事能夠緩解企業融資約束。以上回歸結果表明，實際控制人通過超額委派董事能夠有效提高企業信息披露質量，緩解企業與外部投資者之間的信息不對稱程度，降低企業融資難度，有利于企業獲取外部融資，從而緩解投資不足，提升投資效率。

表7機制分析：信息不對稱

(二)降低管理層短視

實際控制人超額委派董事不僅有利于加強企業內部控制權，也能夠穩定外部控制權市場[2]?？刂茩嗍袌龅姆€定有利于保障管理層職位安全，減少管理層出于維護職位穩定而進行短視化的投資決策，從而對企業投資效率產生積極影響。本部分以盈余管理(AbsDA)和長期投資(RD)來間接衡量控制權市場威脅導致的管理層短視行為。具體地，本部分參考胡楠等(2021)的研究[33]，企業長期投資(RD)等于企業研發支出與營業收入之比⑦。此外，借鑒Dechow等(1995)的研究[34]，采用修正瓊斯模型計算盈余管理。具體計算方法如下：

TAt=β0+β1(ΔREVt-ΔRECt)/Assett-1+β2PPEt/Assett-1+εt

(4)

在式(4)中，TA為總應計項目，等于營業利潤減去經營活動現金流量凈額，Asset為總資產，△REV為銷售收入的變化量，△REC為應收賬款的變化量，PPE為固定資產。式(4)估計所得殘差的絕對值(AbsDA)為盈余管理度量指標，其值越大，盈余管理程度越高，反之則越低。

表8為管理層短視的作用機制檢驗結果。第(1)～(3)列顯示，實際控制人超額委派董事(Scb1、Scb2和Scb3)對企業盈余管理(AbsDA)的回歸系數均在1%的統計水平上顯著為負，說明實際控制人通過超額委派董事能夠抑制企業盈余管理行為。第(4)～(6)列顯示，實際控制人超額委派董事(Scb1、Scb2和Scb3)對企業長期投資(RD)的回歸系數均至少在10%的統計水平上顯著為正，說明實際控制人超額委派董事能夠促進企業提高長期投資水平，而非僅關注短期盈利目標。以上實證結果表明，實際控制人通過超額委派董事降低了管理層的短視傾向，減輕了應計盈余管理程度，增加了有利于企業價值的長期投資。這也印證了實際控制人超額委派董事能夠降低控制權市場威脅，為管理層提供相對平穩的經營環境，有利于拓寬管理層投資決策視野，提升企業投資效率的解釋。

表8機制分析：管理層短視

六、進一步分析

(一)產權性質

國有上市公司股權高度集中在政府部門手中，各級政府部門會出于非經濟目標在國有企業并購過程中施加較多的政府干預，導致外部控制權市場發展不充分，這可能會降低潛在收購方的收購意愿[35]，從而導致外部控制權市場的收購壓力無法對國有企業管理層造成足夠的影響力。因此，本文認為國有產權性質受控制權市場威脅的影響相對較小，國有企業外部控制權市場發展不充分的特征反而會弱化超額委派董事對國有上市公司投資效率的積極作用。本部分將全部樣本公司按照產權性質劃分為國有企業樣本和非國有企業樣本。表9的異質性檢驗結果顯示，在國有企業樣本組中，實際控制人超額委派董事(Scb1、Scb2和Scb3)對投資效率(InvEfft+1)的回歸系數均不顯著；而在非國有企業樣本組中，實際控制人超額委派董事(Scb1、Scb2和Scb3)對投資效率的回歸系數均在1%的水平上顯著為負。這說明實際控制人超額委派董事這一控制權增強機制在提升非國有企業投資效率方面的作用更為明顯，企業在安排董事結構時應充分考慮產權性質的異質性影響。

表9進一步分析：產權性質

(二)行業競爭度

企業外部面臨的行業競爭會影響信息披露與投資決策。相較于壟斷性行業，競爭性行業利潤率較低，管理者在維持競爭優勢方面遭受較大的壓力，導致管理者的信息披露意愿較低[36]。此外，當行業競爭度較高時，企業通常會選擇通過橫向并購擴大經營規模，以降低經營成本，這也導致競爭性行業的并購活動更為頻繁[37]。為避免破產或被并購，競爭性企業的管理層決策視野更加短視，這會使得長期投資不足。較低的信息透明度和短視的投資決策導致了競爭性企業投資不足，而實際控制人超額委派董事能夠有效提高企業信息透明度、緩解管理者短視傾向，進而改善企業投資效率。本部分首先計算行業內的每家公司的銷售收入占行業總銷售收入比值的平方和(HHI)，然后根據HHI均值將樣本公司分為行業競爭度高、低兩組進行分組回歸。表10為按照行業競爭度分組后的回歸結果。結果顯示，在列(1)～(3)高行業競爭度組中，實際控制人超額委派董事對投資效率的回歸系數均顯著為負，在列(4)～(6)低行業競爭度組中，實際控制人超額委派董事對投資效率的回歸系數均不顯著。綜上所述，行業競爭激烈的企業實際控制人通過超額委派董事更有助于降低非效率投資。

表10進一步分析：行業競爭度

七、研究結論

自2015年寶萬之爭以來，實際控制人通過在企業內獲取超額董事席位來增強企業控制權這一現象逐漸受到學者關注，現有研究并未對其經濟后果進行充分探討。本文研究了實際控制人超額委派董事與企業投資效率之間的關系，研究結果表明：實際控制人超額委派董事能夠有效提高企業投資效率，且其對投資效率的提升作用主要體現在緩解投資不足，從而有助于企業實現合理的資源配置，該結論在經過一系列內生性檢驗以及穩健性檢驗之后依舊成立。機制檢驗發現，降低信息不對稱和減少管理層短視行為是實際控制人超額委派董事影響企業投資效率的重要途徑。進一步研究發現，在國有企業以及行業競爭度較高時，實際控制人超額委派董事對企業投資效率的提升效果更為顯著。

本文有助于學界和業界深入理解實際控制人超額委派董事的經濟后果，從投資的視角為提升企業價值提供理論指導：第一，委派董事作為實際控制人獲取企業控制權的主要方式之一，為企業實現有力監督和抵御收購風險提供支撐，但也存在與董事合謀獲取控制權私有收益的可能性，進而損害中小股東利益和企業決策效率。因此，企業與監管部門不僅要關注實際控制人超額委派董事的積極效應，還要對超額委派董事的消極動機進行規避。第二，企業在安排董事會結構時，要認真分析其行業、產權異質性特征。如在競爭性行業中，穩定的控制權市場對于提高企業信息透明度、緩解管理者短視行為更為有效，實際控制人超額委派董事更有助于規范企業投資行為，為企業獲取競爭優勢。第三，監管部門應對超額委派董事進行合理地規范和引導。如通過對實際控制人所委派的董事的基本情況進行公開透明披露以幫助投資者及時有效地獲取相關信息，通過政策法規提升市場透明度，規避實際控制人與董事會的尋租行為產生的負面影響，切實保障投資者的合法權益。最后，企業應建立合理的董事會架構，合理配置投資資金，促進企業實現價值增值。

注釋：

①若上市公司董事為實際控制人控制鏈中的自然人，或與實際控制人存在關聯關系，同樣認為該董事由實際控制人委派。

② 以表3列(2)的InvEff系數為例，Scb1每提高1個標準差(0.200)， InvEff會提升0.047×0.200=0.0094，相較于InvEff的均值，下降幅度為 0.0094/0.287=0.03。

③工具變量第一階段回歸中，由于所選取的工具變量為行業均值，本文在回歸中僅控制了年份固定效應。

④ 當實際控制人超額委派董事連續變量(Scb1、Scb2和Scb3)大于0時，該企業存在實際控制人超額委派董事，構造相應的實際控制人超額委派董事虛擬變量(Scb_dum1、Scb_dum2和Scb_dum3)并取值為1，否則為0。

⑤ 限于篇幅，正文并未列示PSM回歸結果，留存備索。

⑥ 限于篇幅，穩健性檢驗部分未在正文中展示回歸結果，留存備索。

⑦ 借鑒胡楠等(2021)的研究[33]，本文中研發支出的缺失值用0替代。