公司实际控制人控制度对经理管理防御的影响研究

吴建祥

(西安财经大学 统计学院，陕西 西安 710100)

一、引言

经理管理防御是指在公司内外治理机制下经理人会面临被解雇、企业破产与接管等所带来的威胁与压力，经理人在这样的情境下选择有利于维护自身职位安全并追求自身效用最大化的行为或策略。经理管理防御的首要目的是固守职位，其次是个人利益最大化。经理人是企业财务决策的提议者和执行者，管理防御视角下，企业决策并不是股东利益最大化，而是受经理人个人偏好和个人利益的影响较大，经理管理防御扭曲企业财务决策行为，降低企业资源配置效率。如何防范和约束经理管理防御行为成为亟待解决的重要现实问题。现有研究证实经理的人口学特征、公司内部治理机制、外部治理环境是影响经理管理防御的重要因素[1]。基于中国上市公司股权集中和终极控制权视角，上市公司普遍存在实际控制人，实际控制人对公司的内部治理和财务决策产生重要影响[2]。实际控制人是监督经理人的主要力量，实际控制人与经理人之间存在利益冲突，他们之间存在合作与竞争，而现有文献很少关注公司实际控制人主导公司内部治理和财务决策模式下，实际控制人控制权对经理管理防御的影响，相关的研究是考察高管控制权或企业内部控制权对经理层自利行为的影响[3]，以及单一代理关系下或双重代理关系下，探讨大股东的掏空行为与管理层自利行为的主要影响因素[4]。总之，现有文献很少涉及实际控制人控制对经理管理防御的影响。

进一步分析实际控制人对公司的控制，实际控制人拥有的剩余控制权可能偏离其持股比例，实际控制人拥有剩余控制权大小决定其在公司内部治理和管理层面的实际控制程度。实际控制人的控制度反映实际控制人对公司的监督和控制能力，推测实际控制人控制度对经理管理防御行为有重要的影响，故本文尝试从实际控制人控制度的视角，考察实际控制人控制度特征变量对经理管理防御的影响，试图回答以下问题：实际控制人控制度特征如何度量？实际控制人控制度是提高还是降低经理管理防御程度呢？实际控制人控制度对经理管理防御的影响机制是什么？

为解答以上实际问题，本文选取2013—2017年中国A股沪深上市公司为研究样本，从实际控制人的股权优势、对董事和关键职位的控制方面构建实际控制人控制度的特征变量，从管理防御的结果视角，选取管理费用率作为经理管理防御程度的替代变量，实证检验实际控制人控制度特征变量对经理管理防御的直接影响、影响机制和影响条件，从理论上给予解释，实证上进行检验。

二、理论分析与研究假设

(一)实际控制人控制度特征变量的构建

实际控制人的控制度反映实际控制人掌握公司剩余控制权的大小，也能反映其对公司的监督和控制能力。按照高闯和关鑫[5]的分析逻辑，实际控制人对上市公司的控制涉及股东大会、董事会和经理层三个层面。实践中，实际控制人常通过股权优势、战略决策和关键岗位人员安排来实现对企业的控制，按此思路选取实际控制人控制度的特征变量，下面分别叙述实际控制人在股东大会、董事会和经理层三个层面的控制度特征变量。

股东大会是决定公司重大决策的权力机关，其权力主要表现在投票权。在“少数服从多数”和“一股一票”的表决制度下，实际控制人通过金字塔结构、交叉持股、股东协议和投票权协议等获得更多的投票权，以达到控制股东大会的目的。找出每条股权关系链中实际控制人持有股份最少的那个股份比例，然后将其最小值进行加总，实际控制人终极控制权的数学表达式如下：

VR=∑min(Ri1，Ri2，…，Rin)

其中Rin表示与实际控制人有关的n个链条中第i个链条上的持股比例。

实际控制人现金流权是实际控制人所拥有的最终所有权收益，表示实际控制人的分红收益权。将上市公司每条股权关系链中的各层实际控制人的股权比例相乘，然后将结果进行加总，实际控制人现金流权的数学表达式为：

实际控制人对上市公司的所有权即现金流权，终极控制权又称为投票权。在直接控股的情况下，所有权比例和控制权比例相等。但通过复杂的控制链条间接控制的上市公司，实际控制人对上市公司的控制程度一般偏离其持股比例。

实际控制人对董事会的控制表现在其控制的董事席位常常超出其持股比例，即形成董事会席位超额控制。董事会决议的表决实行一人一票及多数原则，以参加董事会的董事所表决的票数占全体董事人数的比例来确定是否通过决议，控制董事会的席位数以控制董事会的决议，达到控制董事会决策的目的。故用实际控制人委派董事的比例来衡量实际控制人对董事会的控制度。

实际控制人委派自己人担任公司的高级管理人员以实现对企业关键职位的控制。一般地，实际控制人委派自己人担任上市公司的管理层以控制公司决策和经营管理，也有利于实际控制人对公司经理层的监督。用经理人是否由实际控制人委派来度量控股股东对经理层的控制[6]。如果经理人由实际控制人直接或间接委派，实际控制人对公司的控制度会增强。

基于以上分析，实际控制人控制渗透于治理结构中，得到实际控制人在股东大会、董事会和经理层三个层面上的控制度结构特征指标，见表1。

(二)实际控制人控制度的特征变量与经理管理防御关系的研究假设

下面分析实际控制人控制度的特征变量对经理管理防御的影响，主要从实际控制人的监督动机和监督能力方面分析其影响机理，并提出研究假设。

从组织控制的视角，当实际控制人的控制权比例越高时，实际控制人拥有的投票权和影响力也越强，参与公司经营管理决策的积极性也越强。在公司约束与激励机制既定的条件下，实际控制人会提高经理层的监督强度，这样能提高公司治理效率，降低企业代理成本[7]。现有研究表明，大股东是监督经理层的主要监督力量，大股东的有效监督能降低管理者代理成本。值得注意的是，实际控制人在正常的经营管理过程或利益侵占过程中，需要得到管理者的帮助与合作，形成实际控制人与经理人的合作或合谋，这样可能提高经理管理防御程度。经理管理防御程度取决于这两种效应的综合作用，实际控制人对经理人的监督占主导效应，推测随着实际控制人的控制权增强，对经理人的监督动机和监督效果会增强，能有效抑制经理管理防御行为。据此提出如下假设：

假设1：在其它既定条件下，实际控制人的终极控制权越大，经理管理防御程度越弱。

现金流权大小体现股东对公司剩余收益分配的权力，现金流权收益是大股东监督经理层的主要动力。随着实际控制人现金流权的增加，经理道德风险行为对实际控制人利益的损失也越大，为了降低自身利益的损失，实际控制人有动力去监督管理者，迫使公司管理者努力工作、提高企业战略决策的质量，从而提高企业价值，以增加自身收益。现有研究证明终极控制股东持有的现金流量权越大，越有可能监督管理者，此时管理者获取控制权私利的成本也越高，利益侵占行为受到抑制。因此，提高实际控制人的现金流权能提高实际控制人对经理层的监督强度，防止经理层为了私有收益损害公司利益，以抑制经理管理防御行为。基于以上分析，提出如下假设：

假设2：在其它条件既定条件下，实际控制人现金流量权越大，经理管理防御程度越弱。

许多上市公司的实际控制人实际拥有董事会的超额控制权。控股股东委派执行董事参与公司管理对公司治理水平有一定的影响，研究发现控股股东委派执行董事能够降低公司的盈余管理水平同时也增强高管的薪酬—业绩敏感性[8]，说明控股股东委派董事发挥了有效的监督作用，减少了高管的盈余管理行为。实际控制人在董事会席位比例越高，使得实际控制人在公司重大战略决策和经营决策时更好地体现自身利益，也通过委派的董事获得公司经营活动的更多内部信息，能更好地监督管理层。据此，提出如下假设：

假设3：在其它条件既定条件下，实际控制人委派董事比例越大，经理管理防御程度越弱。

经理人来源决定了经理人的独立性，当经理人由实际控制人直接或间接指派时，经理与实际控制人是利益一致行动人。那么经理由实际控制人委派是否会促进经理实施管理防御行为呢？当经理人由实际控制人委派时，经理人会权衡防御的收益与成本，再作出是否实施防御行为的决策，此种情况下经理防御的主要动机是攫取控制权私利。现有研究表明，经理由控股股东委派时，经理手中的实际控制权增强，经理人是大股东利益代表人，容易出现大股东和经理人利用控制权进行合谋，共同侵占股东利益[6]。且当经理人由实际控制人委派时，有实际控制人支持，经理人在企业的地位比较稳定，对企业具有较强的控制能力，为经理实施管理防御行为提供有利条件与机会。于是，提出如下假设：

假设4：在其它条件既定条件下，当经理由实际控制人委派时，经理管理防御程度越强。

三、研究设计

(一)样本选取与数据来源

选取样本为2013—2017年深沪两市A股上市公司，按照下列标准对样本加以筛选：一是除金融保险类企业。因为这类上市公司有比较特殊的行业特征，财务数据有别于一般上市公司；二是剔除ST、*ST和PT等特殊处理的公司，这类公司的财务状况异常；三是剔除数据缺失和数据异常的样本公司。为消除极端值的影响，对连续型变量进行了前后1%的缩尾(Winsorize)处理；四是剔除总资产或主营业务收入为负或者为零的样本公司，这样的公司缺乏持续经营能力。关于实际控制人数据来自色诺芬(CCER)数据库，CEO是否由企业实际控制人委派、实际控制人委派董事占董事会总人数的比例根据公司年报和公告手工收集，相关财务和公司治理数据来源于国泰安(CSMAR)数据库。

(二)变量设计

1.因变量。经理管理防御行为的判断要结合具体的情形来分析，这使得经理管理防御行为的识别和度量尤为困难。以结果代替行为、过程的方法，用经理管理防御结果来度量经理管理防御程度。一般选用管理费用率和总资产周转率作为代理成本的替代指标。总资产周转率反映了代理人对企业利益的贡献度，但它受宏观经济形势、产品市场竞争和行业环境等因素的影响，并不能够充分地反映代理人的努力程度和对公司的贡献度。管理费用是企业为组织管理生产经营所产生的费用，具体包括公司业务招待费、董事会费、差旅费、办公费、折旧费等相关费用，这些费用与经理层代理行为密切相关。借鉴万寿义和田园[9]的做法，选取管理费用率作为经理管理防御程度的替代变量，若管理费用率越高，说明经理管理防御程度越强。

2.解释变量。实际控制人控制度的特征变量有：实际控制人的终极控制权(VR)、实际控制人的现金流权(CR)、实际控制人委派董事比例(SD)、经理人是否由控股股东委派(ND)。各变量的相关说明及具体计算取值方法见表1。

3.控制变量。为控制可能对经理管理防御影响的因素，参考现有实证分析中[10]选取的控制变量，本文选取如下控制变量：公司资产规模(Size)、公司盈利能力(Profit)、成长性(Growth)、资产负债率(Lev)，也控制行业固定效应(Ind)和年度固定效应(Year)。控制变量的符号与计量见表1。

(三)模型构建

为检验实际控制人控制度的特征变量对经理管理防御程度的影响，结合前文的变量设计，构建如下实证模型：

(1)

上述模型(1)中因变量是经理管理防御程度(MEI)，实际控制人控制度的特征变量主要包括实际控制人的终极控制权(VR)、实际控制人的现金流权(CR)、实际控制人委派董事比例(SD)和经理人是否由控股股东委派(ND)。模型中控制了公司财务层面的特征变量，并控制行业效应和年度效应，采用面板的固定效应模型进行检验。

四、实证检验与结果分析

(一)变量描述性统计与相关性分析

变量描述性统计结果见表2，可知样本公司管理费用率(MEI)的平均值为0.171，即年末管理费用与年末主营业务收入净额比值的均值为17.1%，说明一般公司管理费用约占到主营业务收入净额的1/6，管理费用率较高，说明公司经理管理防御程度较强。实际控制人的终极控制权比例(VR)均值约为38.536%，整体上说明实际控制人拥有股权比较高，且处于相对控股状态。实际控制人的现金流比例(CR)的均值为32.322%，实际控制人的现金流权一般低于其拥有的终极控制权。实际控制人委派董事人数与董事会总人数比例(SD)的均值为32.3%，该值小于三分之一的临界点，与实际控制人现金流权的均值非常接近，该值远小于50%，说明一般董事会并不是完全受实际控制人的控制，董事会处于一个比较独立或制衡的状态中。经理人是否由实际控制人委派0-1变量(ND)的均值为0.645，说明在样本中约有64.5%的经理是由实际控制人委派，约有35.5%上市公司的经理不是由实际控制人委派，反映经理与实际控制人有密切的关系。

表2 变量描述性统计

为了初步考察实际控制人控制度特征变量与经理管理防御程度之间的关系，计算了主要变量间的Pearson相关系数，结果显示，衡量实际控制人控制度的四个特征变量与管理费用率的系数为负，支持假设1～假设3，经理人是否由实际控制人委派与管理费用率的系数为负，与假设4的结论相反。控制变量之间以及自变量与控制变量之间的相关系数均小于0.5。后面计量模型中变量的共线性诊断结果也显示，其它变量相关系数较小，且方差膨胀因子的最大值远小于10，可以认为各变量之间不存在多重共线性现象。

(二)直接影响效应实证检验结果与分析

为检验实际控制人控制度特征变量对经理管理防御程度影响，采用固定效应的面板数据模型，利用离差变换最小二乘法估计参数，使用Stata11.0软件按模型(1)进行计量回归分析，结果见表3。

表3的第三列结果显示检验模型的可决系数为0.128，说明解释变量对被解释变量离差平方和的解释程度达到12.8%。实际控制人终极控制权(VR)的系数在5%水平上显著为负，说明实际控制人终极控制权越高，经理管理防御程度越低，假设1通过检验。实际控制人现金流权(CR)的系数在5%水平上显著为负，说明实际控制人现金流权越高，经理管理防御程度越低，假设2通过检验。结果表明随着实际控制人终极控制权或现金流权越大，提高了实际控制人对经理的监督能力和监督效果，发挥其利益趋同效应，减少管理者代理成本，降低经理管理防御程度。

表3 董事会治理行为中介效应的依次检验结果

实际控制人委派董事比例(SD)的系数在1%水平上显著为负，假设3通过检验。此结果说明实际控制人委派董事比例越大，实际控制人对董事会的控制能力增强，更熟知企业经营管理战略和内部信息，能更好地发挥董事会的监督和咨询功能，事前、事中对经理管理防御行为起到抑制作用，能有效降低经理管理防御程度。

经理是否由实际控制人委派变量(ND)系数在5%水平上显著为负，样本数据支持的结论与假设4的结果相反。数据表明当经理人由实际控制人委派时，经理管理防御程度弱，可能原因是：当经理人由实际控制人委派时，经理成为实际控制人利益的代表，与经理不是实际控制人委派相比，减少经理人与实际控制人的利益冲突，表现的结果是企业管理费用率更低。

再考察模型中的控制变量与经理管理防御程度之间的关系。回归结果显示，公司规模(Size)与经理管理防御程度(MEI)呈负相关关系，但没有通过变量的显著性检验，说明公司规模与管理费用率的负相关关系不显著。公司盈利能力(Profit)、成长性(Growth)、资产负债率(Lev)与经理管理防御程度(MEI)呈负相关关系，且通过显著性检验，这说明当一个企业的盈利能力和成长性都很高时，它反映了企业资本运营的能力，有利于降低经理管理防御程度。资产负债率(Lev)的系数显著为负，说明付本还息的硬约束发挥其治理效应，有利于降低经理管理防御程度。

(三)影响机制分析：基于董事会治理行为视角

以上分析表明实际控制人控制度的四个特征变量与经理管理防御呈显著负相关关系，那么，实际控制人控制度特征变量影响经理管理防御的可能路径是什么呢？回归到实际控制人控制对企业的影响效应，实际控制人对企业的控制会产生两种效应：利益趋同效应和堑壕效应。利益趋同效应表现为实际控制人充当企业的管家，通过直接参与公司经营管理或监督经理层的方式来提升企业价值；堑壕效应表现为实际控制人凭借自身对企业的控制权以侵占中小股东的利益，攫取控制权私利。基于实际控制人利益趋同效应，实际控制人承担监督经理人的重任，对经理人加以监督和控制以确保经理人履行委托责任，以减少经理人委托代理问题[11]。实际控制人对经理管理防御的影响，可能是通过内部控制行为，强化或弱化内部监督与约束行为，进而影响经理管理防御。借鉴刘美芬的研究成果[12]，本文认为实际控制人控制度对经理管理防御影响是通过董事会治理行为这一传导路径，即从董事会治理行为层面解释实际控制人控制度对经理管理防御的影响机理，原因如下：

首先，实际控制人的控制度影响董事会治理行为。实际控制人为了获得股权投资收益和公司的健康发展，必须干预公司的战略决策与经营管理，同时加强对经理人的监控，需要借助于董事会决策行为和监督行为。实践中实际控制人会影响董事会战略行为和监督行为，董事会的监督行为表现在董事会通过聘任与解雇、评价与激励、监督信息披露过程、监督公司相关决策等方式对经理层进行监督。实际控制人会促进董事努力工作，履行董事的职责，监督企业行为与管理者行为。总之，实际控制人的控制度会影响董事会治理行为。

其次，董事会治理行为影响经理管理防御。监管不力和经理权力滥用是经理实施防御行为的两个必要条件，管理防御动机的强弱通常取决于管理者是否受到有效的监督，一般监管越弱，经理管理防御的动机越强。董事会是公司最高决策机构，其重要职能是监督和评价经理人，董事会治理行为包括董事会战略行为和董事会监督行为。董事会战略行为的目的在于协调公司利益相关者利益，保障公司决策的科学化，可见董事会战略行为能有效抑制经理逆向选择。董事会监督行为一方面能降低企业信息不对称性，也能加强对经理人行为和大股东行为的监督，对经理管理防御行为起到抑制作用。若董事会监督行为越有效，内部监督治理治理越高，防御行为暴露的概率越大，从而减少经理防御行为。

综上，实际控制人控制度影响董事会治理行为，董事会治理行为影响经理管理防御。据此，构建“实际控制人控制度→董事会治理行为→经理管理防御程度”的影响路径模型，揭示实际控制人控制度特征对经理管理防御的影响机制。

为了检验公司董事会治理行为在实际控制人控制度特征变量影响经理管理防御程度过程中的中介效应，采用温忠麟和叶宝娟的中介效应检验方法[13]，构建中介模型如下：

(2)

(3)

(4)

前面模型(1)用于检验实际控制人控制度的特征变量对经理管理防御程度的影响。模型(2)用于检验实际控制人控制度的特征变量对董事会治理行为(BM)的影响，若模型(2)中的系数ωi显著为负，表示对应的控制度特征变量与董事会治理行为有显著负向影响关系。模型(3)的系数γ1显著为负，表示董事会治理行为(BM)对经理管理防御程度有显著负向影响关系。模型(4)验证实际控制人控制度的特征变量对经理管理防御的影响效应中董事会治理行为(BM)所起的中介作用。

董事会治理行为的中介变量用董事会治理行为强度表示。董事会职能履行主要是通过董事会治理行为来实现，一般认为董事会会议次数能反映董事会履职的勤勉程度和董事会治理行为的频度和深度，考虑数据获取的局限性，借鉴刘美芬的度量方法[12]，用董事会会议次数衡量董事会治理行为的替代变量。

董事会治理行为中介效应的分析流程如下:

第一步：检验模型(1)中系数αi的显著性，如果显著，则按中介效应立论，否则，按遮掩效应立论。

第二步：检验模型(2)中系数ωi和模型(4)中系数β的显著性，如果两个系数均显著，说明董事会治理行为的间接效应显著，直接转到第四步；如果两个系数中至少有一个系数不显著，则进行第三步。

第三步，采用偏差校正的百分位Bootstrap法检验原假设：ωiβ=0，如果拒绝该假设，说明董事会治理行为的间接效应显著，接着进行第四步；如果接受该假设，说明董事会治理行为的间接效应不显著，停止分析。

第四步，检验模型(4)中系数βi的显著性，如果该系数不显著，说明直接效应不显著，表明存在完全中介效应；如果该系数显著，说明直接效应显著，接着进行第五步。

第五步，比较ωiβ与β的符号，如果它们同号，说明董事会治理行为的间接效应属于中介效应，报告中介效应占总效应的比例ωiβ/αi。如果它们异号，说明董事会治理行为的间接效应属于遮掩效应，报告间接效应与直接效应的比例的绝对值|ωiβ/βi|。

表3给出了模型(2)至模型(4)的回归结果。

由表3中第4列的结果知：实际控制人控制权(VR)与现金流权(CR)与董事会治理行为显著正相关，说明随着实际控制人控制权和现金流权的增加，会增强董事会议事行为强度。实际控制人委派董事比例(SD)与董事会治理行为显著负相关，而经理人是否由实际控制人委派(ND)系数为负但没有通过显著性检验，可能的原因是：当经理人是由实际控制人委派时，经理人与实际控制人成为利益一致行动人，倾向于降低董事会治理行为强度。与经理人不是由实际控制人委派相比，董事会可能增强对经理人的监督，倾向于提高董事会的治理行为，综合表现出的结果是两者之间的关系不显著。由模型(3)估计结果可知，董事会治理行为(BM)的系数在10%水平上显著为负，说明董事会治理行为对经理人能够发挥监督与治理功能，降低经理管理防御程度。

根据温忠麟和叶宝娟[13]的中介效应检验的分析流程，由模型(1)中ND的系数均不显著，进一步用偏差校正的百分位Bootstrap法检验它们的间接效应是否显著。偏差校正的百分位Bootstrap法的检验结果见表4。

表4 董事会治理行为中介效应的检验结果

注：标准化系数在95%置信水平下的置信区间为(-0.002，0.000)。

由表4知，实际控制人控制权(VR)的直接效应不显著，而间接效应显著，表明该特征变量只存在中介效应，且直接效应与间接效应的符号相同，中介效应占总效应的比例|ω1β/α1|=28.8%，表明实际控制人控制权(VR)在影响经理管理防御程度的过程中，有28.8%是通过董事会治理行为的中介传导来实现的。类似分析实际控制人现金流权(CR)和经理是否有经理人委派(ND)的中介效应。实际控制人委派董事比例(SD)直接效应和间接效应都显著，且直接效应与间接效应的符号相反，所以该间接效应属于遮掩效应，表明董事会治理行为强度在实际控制人委派董事比例(SD)与经理管理防御程度之间存在遮掩效应，比值|ω3β/β3|=0.74%，表明实际控制人委派董事比例影响经理管理防御程度的过程中，有0.74%的直接效应受到董事会治理行为强度的遮掩。

基于上述分析，实际控制人控制度的四个特征变量均会通过影响董事会治理行为强度，进而影响经理管理防御程度，表明董事会治理行为在实际控制人控制度特征变量对经理管理防御程度的影响中起到中介传导作用。

(四)调节因素分析：基于企业产权性质和经理权力视角

在不同产权性质企业中，实际控制人控制度存在较大差异，经理管理防御动机和能力存在较大差异。中国国有企业“一股独大”现象比较普遍，国有企业中的高管一般由政府机构委派，国有产权缺位，大股东治理功能薄弱，内部监督机制不完善，国有企业高管掌握了企业的实质性经营决策权，实际控制人对经理人的监督效果可能不理想。而非国有企业一般由私有股权主导，大股东与管理层高度重合，大股东占据了董事会和管理层的多数席位，对企业具有较强的控制能力，当其他股东的制衡能力不强时，公司实际控制人的控制度比较高。此外，企业产权性质的不同也使经理人面临不同的监督与约束环境，使管理防御动机和能力存在差异，从而表现出不同的管理防御特征[14]。现有研究证实，在中国民营企业和国有企业中，经理在公司管理角色和治理角色上也存在差异，导致经理管理防御存在很大差异，国有企业中高管偏好利益侵占与关联交易，非国有企业中高管积极创造企业价值的同时谋取控制权私利。导致两类企业中CEO在经营角色和管理角色上存在较大差异，进而影响到经理管理防御程度。因此，将企业产权性质确定为实际控制人控制度影响经理管理防御程度的调节因素。

经理权力与经理管理防御程度密切相关。经理固守职位和自利行为的一个重要条件是经理拥有一定的自主权，经理自主权本质上反映经理对公司经营决策活动的实际控制和影响程度，通过实证发现，一般认为经理自主权越大，越容易产生经理壁垒效应。主要体现在以下两个方面：首先，经理自主权的增强为经理实施管理防御行为提供更多机会和有利条件。经理自主权大的经理人具有更大的资源运作权和决策权，并且受董事会和大股东控制的程度减弱，有利于经理实施防御行为。其次，经理自主权的增强能降低经理管理防御行为的成本。随着经理自主权的增强必然增强经理在公司内部的控制力和影响力，经理的行为决策就越不容易受到董事会等内部机制的约束和监督，这样就降低防御行为的成本，也降低防御行为被暴露的概率。因此，将经理权力作为实际控制人控制度影响经理管理防御程度的调节因素。

进一步考察产权性质与经理权力对实际控制人控制度特征与经理管理防御程度关系的调节作用。需对企业产权性质(State)和经理权力(Power)进行定义：依据公司控股股东性质，将样本分为国有企业组(State=1)和非国有企业组(State=0)。当经理人担任董事长或董事时，Power取值为1(代表高权力)，否则Power取值为0(代表低权力)。采用模型(1)进行回归，表5分别给出按企业产权性质、CEO权力分组后的回归结果。

表5 实际控制人控制度与经理管理防御程度的分组回归结果

由表5知：实际控制人控制权(VR)与现金流权(CR)在国企样本与非国企样本中的回归系数均为负但不显著，说明这两个解释变量与管理防御之间的关系不显著，负向关系没有得到样本数据的支持。实际控制人委派董事比例(SD)在非国企样本中的系数(-0.092)显著为负，而在国企样本中系数(-0.037)不显著，说明实际控制人委派董事比例仅在非国有企业中显著地负向影响经理管理防御程度，可能的原因是：与国有企业相比，非国有企业实际控制人委派董事现象更普遍，实际控制人为了自身资产的安全和掌控控制权，会争取委派更多的自己人担任公司董事，实际控制人通过控制董事会干预企业决策和加强对经理人的监督，此时，监督效应占主导地位，表现出的结果是降低经理管理防御程度。经理是否由实际控制人委派(ND)在国有企业与非国有企业系数(分别为-0.003、-0.013)均显著，在非国有企业中的系数大，且显著性水平更高，说明经理是否由实际控制人委派对经理管理防御的影响在非国有企业更为显著，这可能是因为：与国有企业相比，经理人由实际控制人委派的现象在非国有企业中更为普遍，导致经理由实际控制人委派对经理管理防御的抑制作用更加明显。

综上，产权性质调节了实际控制人控制度特征变量与经理管理防御之间的关系，实际控制人委派董事比例仅在非国有企业中显著地影响经理管理防御程度；相对于国有企业，经理由实际控制人委派对管理防御的影响在非国有企业中更为显著。

由经理权力分组的结果知：在高权力组，实际控制人控制权(VR)的回归系数为-0.000 8，在5%的水平上显著，在低权力组，实际控制人控制权(VR)的回归系数为-0.002，在10%的水平上显著，前者的回归系数小于后者，显著性高于后者，说明在高权力组，实际控制人控制权对经理管理防御的负向影响削弱，支持经理权力理论，当经理权力越大时，越利于经理实施防御行为，减弱了实际控制人控制权对管理防御的治理作用。类似地，在高权力组，现金流权(CR)与实际控制人委派董事比例(SD)对经理管理防御的负向影响削弱。对经理由实际控制人委派(ND)这个自变量，在高权力组，这个变量显著正向影响经理管理防御程度，说明经理由实际控制人委派且经理担任董事长或董事时，经理管理防御程度越强，意味着经理结构性权力助长经理管理防御行为；在低权力组，这个变量显著负向影响经理管理防御程度，说明当经理权力低时，经理由实际控制人委派有利于降低经理管理防御程度。

综上，经理权力调节实际控制人控制度特征变量与经理管理防御之间的关系：在高权力组，实际控制人控制权、现金流权与实际控制人委派董事比例对经理管理防御的负向影响削弱；在高权力组，经理由实际控制人委派显著正向影响经理管理防御程度，而在低权力组，经理由实际控制人委派显著负向影响经理管理防御程度。

(五)稳健性检验

为了检验前面实证结论的可靠性，还做了以下稳健性检验工作。

(1)改变变量的测量方法

改变经理管理防御的度量方法。上面从经理管理防御行为的结果，选取管理费用率作为经理管理防御程度的替代变量。尝试用资产周转率作为经理管理防御程度的替代变量，将资产周转率减去行业中位数表示由于管理者偷懒或不作为导致的企业经营效率低下，利用调整过的资产周转率作为经理管理防御程度的反向替代指标[15]。

改变经理权力的测量方法。一般认为经理权力主要包括结构性权力、所有者权力、专家权力以及声望权力等多个权力维度。为简化其度量方法，本文主要考察经理的资源运作权。资源运作权是董事会或股东授予经理的主要权力，资源运作权代表经理控制、运作企业资源的能力。借鉴张长征[16]的研究成果，用企业年营运资金和年营运收入的比值作为经理资源运作权的测量值，按经理资源运作权的中位数将样本分成高权力组和低权力组。

(2)解决内生性问题

实际控制人控制度的特征变量与经理管理防御程度之间的相关关系，也可以解释为管理防御强的经理人可能干涉实际控制人的控制情况，选择有利于自身职位稳定的治理机制，如减少实际控制人终极控制权比例。为了克服控制度特征变量与经理管理防御程度之间的内生性问题，本文采用面板固定效应模型来缓解内生性问题。通过Hausman检验后再利用面板固定效应对模型(1)进行了检验，结果没有发生实质性变化。

经过上述变量处理，采用面板固定效应模型，本文实证结论没有发生实质性变化，通过稳健性检验。

五、结论

本文分析了实际控制人控制度特征变量与经理管理防御之间的关系，并进一步检验其影响机制和影响的调节因素。以2013—2017年深沪两市A股上市公司为研究样本，构建实际控制人控制度的特征指标，包括实际控制人终极控制权、现金流权、委派董事比例、经理是否由实际控制人委派四个特征变量，以管理费用率作为经理管理防御程度的替代变量，考察实际控制人控制度特征变量与经理管理防御程度之间的关系。利用全样本分析发现：实际控制人终极控制权、现金流权、委派董事比例、当经理人由控股股东委派时，实际控制人控制度越强，其监督效应占主导地位，此时经理管理防御程度越弱。基于公司内部监督视角，考察董事会治理行为在实际控制人控制度特征变量与经理管理防御程度关系中的传导作用，实证结果表明，实际控制人终极控制权与现金流权越高，有助于提高董事会治理行为强度；委派董事比例越高，董事会治理行为强度越低；董事会治理行为强度的提高能有效降低经理管理防御程度；董事会治理行为在实际控制人控制度特征变量与经理管理防御程度关系中起中介作用，说明实际控制人的超额控制通过影响董事会的治理行为，进而降低经理管理防御程度。并且实际控制人控制度特征变量对经理管理防御程度的影响会受到企业产权性质和经理权力的调节作用。

本文研究结论对管理实践有两点启示：研究结论表明实际控制人控制度特征会影响经理管理防御，意味着实际控制人的控制度也有其积极作用，随着实际控制人控制度的提高，能降低经理管理防御程度。为减少经理管理防御行为，应重点考虑企业实际控制人的控制度特征，通过调整企业实际控制人控制度的特征变量，达到对经理人监督与约束效应，以减少经理管理防御行为。当实际控制人存在超额控制时，实际控制人倾向于提高董事会治理行为强度，以发挥董事会内部监督职能，进而减少经理管理防御行为，应注重董事会治理行为对经理管理防御的治理作用。