吴建祥,李秉祥

(1.西安理工大学 经济与管理学院，西安 710054；2.西安财经大学 统计学院，西安 710100)

内容提要：企业控制权配置是解决经理管理防御的有效手段，还是导致经理管理防御的重要根源？本文以2013年至2017年我国A股上市公司为样本，实证考察企业控制权配置的结构特征变量对经理管理防御程度的影响。利用全样本研究发现：实际控制人控制权、现金流权和委派董事比例越大，实际控制人的监督效应占主导，经理管理防御程度越弱；股权制衡度、机构投资者持股比例、两职分离、独立董事比例、董事会和经理层持股比例越高，制衡度的特征变量发挥其制衡作用，经理管理防御程度越弱；第二大股东持股比例越高经理管理防御程度越强。进一步研究发现，在国有企业和非国有企业中，企业控制权配置的特征变量对经理管理防御的影响存在显著的差异。因此，应通过调整企业控制权配置中的控制度与制衡度的特征变量，以达到控制权对经理人激励和约束的双重效应，从而减少经理管理防御行为，提高企业资源配置效率。

一、引言

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自身利益的影响，扭曲企业决策并降低企业资源配置效率。现有研究主要考察公司治理的部分特征变量与经理管理防御的关系，这些特征变量主要包括股权结构、经理两职兼任、经理人持股等，涉及一部分控制权特征，但并没有全面分析控制权配置的特征对经理管理防御的影响。企业控制权配置对经理而言具有激励与约束的双重性，基于我国特殊的股权结构和控制权配置方式，企业控制配置是解决经理管理防御的有效手段，还是导致经理管理防御的重要根源？

我国上市公司股权结构的显著特点是股权集中，上市公司普遍存在实际控制人。关于实际控制人与经理层之间的关系，对立观点认为，实际控制人与经理层之间存在冲突。实际控制人拥有公司事实上的控制权，为了保护自身股权的投资收益，实际控制人成为监督经理层的主力，对经理层加以控制和监督以确保经理层履行委托责任，以降低经理层代理问题。对经理层而言，希望摆脱实际控制人的监督和控制，按照自己意志引导企业战略发展方向，并有谋求私利的动机和机会，从而形成管理者防御。经理层可能通过各种方式以摆脱实际控制人的控制，如增加自己人在董事会中的比例，或者经理层之间形成合谋的局面以控制企业，以引导公司决策，增加自身的话语权和巩固自身职位。而合作观点则认为实际控制人与经理层之间存在合作与合谋，在我国经济与社会转型时期，当公司治理结构及法律监督环境不完善时，当他们合作(或合谋)收益大于不合作(或不合谋)的收益时，实际控制人与经理层合作或合谋行为就会发生。

现阶段我国企业中经理管理防御行为普遍存在，实际控制人承担了对经理人的监督职责，那么，实际控制人对经理行为是否发挥了监控作用呢？实际控制人是促进还是抑制经理管理防御？综合企业控制权配置和实际控制人对经理管理防御的影响，企业控制权配置对经理管理防御的影响具体体现在控制权配置特征变量对经理管理防御的影响。本文拟以实际控制人为控制权配置主体，按控制权配置路径，详细考察实际控制人的控制度和其他股东对实际控制人的制衡情况，并考虑企业产权性质的差异，选取2013-2017年深沪两市A股上市公司作为研究样本，深入探究控制权配置中控制度和制衡度各子维度上的特征变量与经理管理防御的内在关联。

二、理论分析与研究假设

(一)基于实际控制人视角构建企业控制权配置的结构特征变量

1.基于实际控制人视角分析企业控制权配置

在现代股份制企业中，所有权和控制权发生分离，存在一个控制权的授权过程。股东作为财产的所有者，拥有公司的剩余控制权，在保留必要权能的基础上，其余绝大部分控制权授予董事会，而董事会保留一部分权能后，又把一部分权能授予经理层，最终的控制权仍由企业财产所有者股东享有。根据我国《公司法》，股东大会拥有剩余控制权，董事会具有决策控制权，经理层具有经营控制权。因此，公司控制权主要包括股东、董事会和经理层三个控制权主体，各控制主体所对应的控制权能分别是最终控制权、决策控制权和经营控制权。

企业控制权配置的关键是权力的分配与制衡，是一个复杂系统，为化繁为简，抓住企业控制权配置的特定主体和特定环节，构建控制权配置的结构特征变量。由于公司控制权实质上是公司所有权的派生产物，在股权分散的企业中，中小股东一般没有监督管理者的意愿和能力，实际控制权常常被经理层所拥有。随着股权集中度的提高，大股东参与公司治理的意愿和能力增强，出现了大股东或经理层掌握公司实际控制权。在股权较为集中的条件下，上市公司普遍存在实际控制人，实际控制人掌握了公司事实上的控制权，对公司的治理和决策产生重要影响[1]，故选择实际控制人为控制权主体来刻画企业控制权配置状况。进一步考察企业实际控制人在企业内部三个控制权主体(股东大会、董事会、经理层)层面上后续显性控制力，主要考察实际控制人的控制度和其他股东对实际控制人的制衡情况，从实际控制人的控制度和制衡度两个维度来选取企业控制权配置的特征变量。

2.实际控制人控制度在三个层面的特征变量

实际控制人对上市公司的所有权即股权，又称为现金流权，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是相等。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可能偏离其持股比例。实际控制人的控制度反映其对公司的监督和控制能力，按照高闯和关鑫分析的逻辑，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[2]。下面分别叙述实际控制人控制度在三个层面的特征变量。

股东大会是决定公司重大决策的权力机关，这种权力主要来源于投票权。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。通过直接或间接持有企业最大股份的终极控股股东可以获得企业的投票权从而实现终极控制，这种间接投票权也被界定为终极控制权。终极控制权的大小主要是计算企业股权关系链条中终极控股股东所在的每条链条中最弱的投票权之和，即：

VR=∑min(Ri1,Ri2,…,Rin)

其中Rin表示与终极控股股东有关的n个链条中第i个链条上的持股比例。

终极控股股东的现金流权是终极控股股东所拥有的最终所有权收益，表示终极控股股东能够从企业获得共享收益，如股息收益。当终极控股股东拥有更多现金流权的时候，意味着更多共享收益，其侵占中小股东利益所付出的代价则越大。现金流权的大小等于企业股权结构关系链条每层持股比例的乘积或若干股权结构关系链每层级持股比例乘积之和，即：

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股权比例，即形成董事会席位超额控制。董事会会议的表决，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，控制董事会的成员席位即可控制董事会的决议，最终达到控制决策权的目的。用实际控制人委派董事占比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出任所控制公司的高级管理人员以实现对企业关键岗位的控制。这样利于实现实际控制人对公司经理层的监督与控制，使经理层成为实际控制人掌管公司经营和进行利益侵占的关键棋子。用经理人是否由实际控制人委派来度量实际控制人对经理层的控制[3]。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实际控制权会增强。

3.实际控制人制衡度在三个层面的特征变量

实践中，实际控制人通过各种方式增强自身的控制权，必须限制实际控制人对企业的超额控制，其关键是要实现权力的均衡与制衡。权力制衡实质是通过分权与制衡来防范实际控制人独断与专权，通过在公司内部建立与决策权、执行权相对应的监督权来保证公司经营的公正性和高效性。值得注意的是实际控制人受到的制衡力量较多，主要包括内部制衡力量和外部制衡力量，外部制衡力量与资本市场的外部监管密切相关，依赖于一个地区资本市场的发育和完善程度，使得外部制衡力量很难度量，本文只考虑企业内部制衡力量。

股东大会层面的制衡首先考虑股权制衡，采用第二至第五大股东持股比例之和与第一大股东持股率的比作为股权制衡度的指标，该比值越大，表示制衡度越高，说明实际控制人受其他大股东的影响程度越大。其次考虑第二大股东的制衡作用，第二大股东是大股东中实力较强的股东，特别是第二大股东与实际控制人不具有“关联”关系时，第二大股东有动机参与公司决策，与实际控制人进行控制权竞争，发挥较好的监督制衡作用[4]，用第二大股东的持股比例反映第二大股东的制衡能力。再考察机构投资者的制衡作用，现有研究认为机构投资者是公司内部治理中一种重要的监督者，在公司治理中发挥着重要作用，机构投资者持股比例越高，参与监督的能力和积极性越强，用机构投资者持股比例来衡量其制衡作用。

董事会层面的制衡首先是董事长和总经理职位的分离。一般两职分离有利于董事对经理人的监督和考评。其次是董事会监督职能，用独立董事比例衡量。一般认为较高的独立董事比例是其进行有效监督行为的前提条件，也能保障董事会的独立性。还有董事会的所有权激励。董事本身也是股东的代理人，也需要被激励，对董事实行激励能增加董事监督的动力，降低董事的道德风险，更好地履行董事会的职责。选用董事会持股比例作为董事会所有权激励的替代变量。

经理层层面的制衡情况主要有经理人任期和经理人持股。经理人的正常更换也是公司内部治理有效性的一种表现形式，但考虑任期是一个外生变量，国有企业经理人是由政府任命，非国有企业的经理人常常由大股东担任，且受各种因素的影响，故本文把经理人任期不列为一个制衡变量。经理人持股是具有制衡效应的，经理人持股把经理人与股东的利益捆绑在一起，使经理人有动力去维护和监控公司内部治理与内部控制的有效运行。

基于以上分析，从控制权配置的主体(实际控制人)和配置路径的视角，将企业控制权配置渗透于治理结构中，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和制衡度的特征指标，如表1所示。以上指标都从某一个角度反映了实际控制人控制度与制衡度的基础特征，部分指标存在一定的局限性，尚不够全面和综合。

表1 三个层面控制度和制衡度特征指标的构建

良好的控制权配置能提高公司治理效率，通过合约机制、监督机制和激励机制对经理进行监督和激励，减弱经理管理防御的动机，并降低防御的能力，最终抑制经理管理防御行为。反之，不合理的企业控制权配置会诱致经理管理防御行为。控制权配置对经理管理防御的影响最终表现为控制权配置的诸多因素对经理管理防御的影响。上面基于实际控制人视角选取了企业控制权配置的特征变量，下面系统地分析企业控制权配置两个维度的特征变量对经理管理防御的影响机理，提出研究假设，然后利用我国上市公司数据对假设进行检验。

(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

1.股东层面控制度特征与经理管理防御的关系

先讨论实际控制人的控制权对经理管理防御的影响。从委托代理和组织控制的视角，当实际控制人控制权增强时，拥有上市公司的表决权也越大，对上市公司经营决策的参与度越强，能提高公司治理效率[5]。大股东是监督经理层的主要监督力量，在一定程度上能缓解经理人代理问题，减少经理人的机会主义行为，推测实际控制人的控制权有利于降低经理管理防御程度。

实际控制人会利用手中的控制权通过“隧道”效应转移公司资产、进行关联交易等侵占中小股东的利益。值得注意的是，实际控制人在正常的经营管理过程和利益侵占过程中，需要得到管理者的帮助与协作，这样可能提高经理管理防御程度，但经理人受实际控制人的监督与控制，实际控制人的监督效应占主导，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，能有效减少经理管理防御行为。据此提出如下假设：

假设1：在其他条件既定条件下，实际控制人控制权越大，经理管理防御程度越弱。

下面分析实际控制人的现金流权与经理管理防御程度的关系。现金流权也称为所有权，是参与公司剩余收益分配的权力，企业实际控制人的收益与其拥有上市公司现金流量权密切相关。现金流权收益是其监督经理层的动力，一般认为现金流权越高，实际控制人对经理层的监督越强。随着实际控制人现金流权的增加，经理自利行为对实际控制人利益的影响越大，为了降低自身利益的损失，实际控制人有动力去行使自身的监督功能，使公司管理者努力工作、提高企业战略和决策的质量，从而提高企业价值，以达到增加自身收益的目的。如果实际控制人持有的现金流权越大，实际控制人的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够使其利益与公司利益趋于一致，会加强对经理层的监督，防止经理层为了私有收益损害公司利益，表现在对管理层提供决策咨询，帮助管理层制定和执行有效战略，提高企业运营效率，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：在其他条件既定条件下，实际控制人现金流量权越大，经理管理防御程度越弱。

2.董事会层面控制度特征与经理管理防御的关系

董事会在公司的经营管理中同时扮演着服务、控制与战略的多重角色，是公司治理的核心和关键。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[6]。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[7]。陈胜蓝和吕丹(2014)[8]实证分析发现，当公司高管向上操纵盈余时，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。据此，推测实际控制人对董事会的干涉程度能提高对经理人的监督效果，提出如下假设：

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

3.经理层层面控制度特征与经理管理防御的关系

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，总经理与实际控制人是利益一致行动人，此种情况下，实际控制人和经理人对公司的控制权都增强。那么经理由控股股东委派是促进或抑制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，再做出是否实施防御行为的决策。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[3]。且当经理人由实际控制人委派时，有实际控制人支持，经理人在企业中的地位比较稳定，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。于是，提出如下假设：

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

(三)实际控制人制衡度的特征变量与经理管理防御关系的研究假设

1.股东层面制衡度特征与经理管理防御的关系

股权制衡度反映企业前几大股东间的制衡关系，当几个大股东分享企业控制权时，使得任何一个大股东都无法单独控制企业的决策，达到相互牵制、相互监督的效果。现有研究表明，股权制衡程度越高，其他大股东相对于实际控制人的势力就越强，相应的监督动机和能力就越强，提高了其他大股东对实际控制人的监督和制衡能力，这对公司的内部治理起到积极的作用。甑红线等(2015)[9]研究表明，终极控制权的集中能够缓解管理者代理问题，进而改善公司的业绩表现。基于上述分析，推测较高的股权制衡度有利于减少经理管理防御行为，提出如下假设：

假设5：在其他条件既定条件下，企业股权制衡度越高，经理管理防御程度越弱。

下面考察第二大股东的持股比例对经理管理防御程度的影响。第二大股东是实际控制人重要的制衡力量，如果第二大股东持股比例越大，其对实际控制人利益侵占行为的监督能力越强，这时对实际控制人的威胁就越大，甚至可能发生第二大股东与实际控制人争夺控制权的现象。当实际控制人进行利益掏空行为时，第二大股东受到的损失随着其持股比例的增大而增大，此时，第二大股东对实际控制人的监督动机增强。为了维护控制权私有收益，实际控制人会花费较大的成本与第二大股东竞争，这就给管理层营造了谋取私利行为的机会，增加管理层与股东之间的代理成本，现有研究发现次大股东的控制权与现金流权与股权代理成本正相关。随着第二大股东持股比例的下降，第二大股东对实际控制人的利益侵占行为和控制权地位造成的威胁越小，实际控制人对经理层的监督强度就越高，有效抑制和约束经理在职消费等自利行为，即能减少经理管理防御行为的发生。基于上述分析，提出如下假设：

假设6：在其他条件既定条件下，第二大股东的持股比例越高，经理管理防御程度越强。

考察机构投资者持股对经理管理防御的影响。现有研究表明，机构投资者在公司治理中的作用主要有三种观点：有效监督假说、价值损害说和无效治理，主流的观点认为机构投资者在公司治理中发挥积极的作用，支持有效监督假说。机构投资者通过正式干预(行使投票权、股东提案)或非正式方式来影响管理层的决策，加强与管理层的沟通,如果他们对管理层的自利行为或控股股东的利益侵占行为不满，他们会从自身的投资目标出发，对企业决策发表独立意见。总之，持股比例较高的机构投资者有能力和动机与实际控制人进行抗衡，监督大股东的利益侵占行为和管理者的自利行为，降低第一类和第二类代理成本，从而减少自身利益的损失，提出如下假设：

假设7：在其他条件既定条件下，机构投资者持股比例越高，经理管理防御程度越弱。

2.董事会层面制衡度特征与经理管理防御的关系

董事长和总经理是现代公司制企业中最关键的职务，董事长和总经理职位安排将深刻影响公司的治理效率，委托代理理论和管家理论分别支持两职分离与两职合一的职位安排，而资源依赖理论认为，董事长与总经理是否兼任与公司所面临的环境、企业资源和组织特征有很大的关系。委托代理理论认为，若经理兼任董事长，使得公司的决策经营权和监督权集于一人，且缺乏相互制衡，容易造成经理人“大权独揽”的局面，使经理在企业财务决策中处于主导地位，这样经理就有更多的机会操纵董事会的议程和决策过程，使董事会做出与自身意愿相符的财务决策，导致管理防御行为的发生。现有研究也表明，两职合一会影响董事会职能的履行，增强经理人的管理自主权，为经理实施管理防御行为提供权力基础和有利条件[10]。据此提出如下假设：

假设8: 在其他条件既定条件下，董事长和经理两职分离时，经理管理防御程度越弱。

董事会的独立性是董事会有效履行监督职能的前提，独立董事来自外部组织，且他们在各自领域具有一定的声誉和影响力，以公正和客观的立场行使监督职能，客观地评估和奖励高管、纠正企业中不合适的管理行为、监督决策的执行、协调公司所有者利益等。一般认为，独立董事比例越高，在董事会中话语权、监督权就越大，能提升董事会的监督职能，能更好地监督经理人，阻止经理利用非常手段操作董事会，规避违规等行为，降低经理与董事合谋的可能性，减少经理管理防御行为。据此，提出如下假设：

假设9: 在其他条件既定条件下，独立董事比例越高，经理管理防御程度越弱。

再考虑董事的激励对经理管理防御程度的影响。由于董事也是股东的委托人，也可能产生道德风险和机会主义行为，董事的激励是保障董事会决策与监督质量的重要因素。适当的激励能激发董事的工作热情，发挥个人能力，积极承担对公司的监督责任。对董事的激励主要有年薪薪酬和董事持股，股权激励是解决董事代理问题的重要手段，使董事的利益与股东的利益捆绑在一起，产生利益趋同效应。当董事持股比例越高时，对经理层监督的动力越强，对经理管理防御产生一定的抑制作用，于是提出如下假设：

假设10: 在其他条件既定条件下，董事会成员的持股比例越高，经理管理防御程度越弱。

3.经理层面制衡度特征与经理管理防御的关系

经理人持股是具有利益趋同效应的。现有研究表明，授予经理人部分股权具有较好的激励效应，能够有效约束管理者的机会主义行为，缓解第一类代理问题。现有研究支持管理者持股比例越高，管理者的代理成本越低，股权激励能够在公司内部形成利益相容[11]。当经理层持股比例较低时，上市公司经营业绩的好坏对经理层收益的影响程度较小，上市公司业绩的提高经理层做出了很大的贡献，承担了较大的成本，而按持股比例只获得了少量的收益，经理人付出成本与收益不匹配就会降低经理层工作的努力程度，寻求在职消费或利用企业资源谋求更多的私利，从而损害股东的利益，增加经理管理防御程度。随着经理层持股比例的增加，产生利益趋同效应，有利于抑制经理管理防御行为。综上，提出如下假设：

假设11：在其他条件既定条件下，经理层持股比例越高，经理防御程度越弱。

(四)产权性质、控制权配置特征与经理管理防御关系的研究假设

结合我国特殊的产权制度背景，国有和非国有企业在资源禀赋、制度环境和内部治理等方面存在较大的差异性，导致不同产权性质企业里股权特征和控制权配置也存在较大差异。我国国有企业股权结构表现出“一股独大”的特点，企业经营目标是资本增值的同时，还要兼顾社会效率，如维护社会稳定、降低失业率、增进社会福利等。国有企业中的管理层一般由政府机构委派，国有产权缺位，大股东治理功能薄弱，内部监督机制失衡，很容易导致内部人控制，国有企业内部治理效率偏低是一个普遍的问题。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[12]。不同产权性质的企业做出经营决策的内在动机也就不同，甚至决策过程也会存在明显差异。推测，不同产权性质的实际控制人控制下，企业控制权配置特征对经理管理防御程度会产生不同的影响。

产权性质的不同使经理人面临不同的约束环境，从而表现出不同的管理防御特征。对管理防御的主体经理人而言，现有研究也证实，在我国民营企业和国有企业中经理管理防御存在很大差异[13]。国有企业与非国有企业在经理人的来源、任命程序、责任权限等方面有较大差异，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的动机和能力。在经理人来源方面，国有企业经理人一般是国资委委派，而非国有企业经理人常常由实际控制人或大股东担任，或者从经理人市场选拔。在任命程序方面，国有企业经理人由政府委派或国有资产管理机构任命，主要考虑个人的人力资本及政治前途，委托人职位晋升和股权缺失可能会影响经理管理防御程度。在职责权限方面，相比较国有企业，非国有企业的经理人常常由控股股东担任，在管理团队中具有更重要的地位，拥有更多的决策自主权。

综上所述，将企业产权性质确定为控制权配置特征影响经理管理防御程度的条件之一，提出如下假设：

假设12：在国有企业和非国有企业中，企业控制权配置特征对经理管理防御程度的影响可能存在差异。

三、研究设计

(一)样本选取与数据来源

选取样本为2013-2017年共五年期间深沪两市A股上市公司，按照下列标准对样本加以筛选：(1)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；(2)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；(3)剔除数据缺失值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；(4)剔除总资产或主营业务收入为负或者为零的样本公司，这样的公司基本资不低债、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，相关财务和公司治理数据来源于国泰安(CSMAR)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，从公司年报中查看经理和董事的个人简历、任职情况，与实际控制人的信息匹配。部分缺失数据从各上市公司年报数据手工收集，数据分析采用STATA11.0和SPSS软件。

(二)变量设计

1.因变量

经理管理防御的度量是研究中的一个难点。经理管理防御行为需要结合具体的情况分析，很难从财务数据中确定企业某项决策行为就是经理管理防御行为，可能出现经理自为而不自知。此外，经理管理防御行为可以各种方式单独出现或组合出现，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，本文从经理管理防御结果的角度来度量经理管理防御程度。

从代理成本的角度来度量经理管理防御的结果，Ang等(2000)[14]选择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履约情况和对公司的贡献度。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[15]。管理费用率反映了代理人的履约成本，也反映了企业中经理层在经营过程中由管理行为而产生的代理成本。借鉴杨玉凤等(2010)[16]的做法，采用管理费用占营业收入的比重来衡量管理者利益侵占度。将管理费用率作为代理成本的观测变量，管理费用率越高，说明经理层在职消费水平越高，其自利行为越严重。综上，从经理人对公司的利益侵占度方面，选取管理费用率作为经理管理防御程度的替代变量。

表2 变量定义

2.解释变量

根据控制权配置的度量方法和前文的研究假设，实际控制人控制度的特征变量有：实际控制人的控制权(X1)、实际控制人的现金流权(X2)、实际控制人委派董事席位占比(X3)、经理人是否由控股股东委派(X4)；其他大股东对实际控制人制衡度的特征变量有：股权制衡度(X5)、第二大股东持股比例(X6)、机构投资者持股比例(X7)、两职分离(X8)、独立董事比例(X9)、董事持股比例(X10)、经理层持股比例(X11)。各变量的相关说明及具体计算取值方法见表2。

3.控制变量

参考陈德球等(2013)[17]和朱海英(2014)[18]实证分析中选取的控制变量，本文选取如下控制变量：公司资产规模(Asset)、公司盈利能力(Profit)、成长性(Growth)、资产负债率(Lev)、行业虚拟变量(Ind)和年度虚拟变量(Year)。全部变量的符号与计量如表2所示。

(三)模型构建

以MEI表示经理管理防御程度,用管理费用率作为替代变量，分别考察实际控制人控制度与制衡度的特征变量与经理管理防御程度之间的关系。

为检验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关系，采用以下计量回归模型：

MEIi,t=α0+α1RCDi,t+∑control+∑industry+∑year+εit

(1)

上述模型(1)中实际控制人的控制度(RCD)包括实际控制人的控制权(X1)、实际控制人的现金流权(X2)、实际控制人委派董事席位占比(X3)、经理人是否由控股股东委派(X4)四个解释变量。其中i表示i公司，t为年份。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。根据上面的理论预期和研究假设，特征变量Xi系数的正负表示因变量与特征变量之间或正或负的相关关系。

为检验制衡度的特征变量与经理管理防御程度之间的关系，采用以下计量回归模型：

MEIi,t=α0+α1RBDi,t+∑control+∑industry+∑year+εit

(2)

上述模型(2)中实际控制人的制衡度(RBD)包括股权制衡度(X5)、第二大股东持股比例(X6)、机构投资者持股比例(X7)、经理人两职分离(X8)、独立董事比例(X9)、董事持股比例(X10)、经理层持股比例(X11)。

表3 变量的描述性统计

四、实证检验与结果分析

(一)变量描述性统计与相关性分析

使用STATA11.0软件对研究变量进行描述性统计分析，以我国2013-2017年A股上市公司共计7539个样本点，主要变量描述性统计结果见表3。从表中可以看出，全体样本公司的管理费用率(MEI)平均值为0.171，即年末管理费用与年末主营业务收入净额之比均值为17.1%，说明一般公司管理费用约占到主营业务的1/6，管理费用率较高，反映经理层对公司的侵占度较大，其标准差为0.146,也说明公司经理管理防御程度波动较大。

对实际控制人的控制度而言，实际控制人控制权比例(X1)均值约为38.536%，平均意义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(X2)均值约为32.322%，实际控制人的现金流权一般低于实际控制权。实际控制人委派董事人数与董事会总人数比例(X3)的均值为32.3%，该值没有达到1/3的分界点，且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(X4)的均值为0.645，说明在所有样本中，约有64.5%的经理人是由实际控制人委派，约有35.5%上市公司的总经理不是大股东直接或间接委派，反映经理人与实际控制人有密切的关系，实际控制人常常委派经理来增强其对经理层的控制能力。

对实际控制人的制衡度而言，股权制衡度(X5)的均值为17.148%，这是按直接持股比例计算出来的结果，说明我国上市公司一股独大现象非常严重，第一大股东常常缺乏制衡股东。第二大股东持股比例(X6)的均值为8.89%，且该值远远小于第一大股东直接持股比例，该数值显示第二大股东对第一大股东在股权上的制衡能力不强。机构投资者持股比例(X7)的均值为2.879%，中值为1.889%，说明所研究样本中机构投资者持股比例总体不高，该变量的标准差为3.052，说明机构投资者持股比例的分散程度很大。经理人两职分离(X8)的均值为0.76，说明在A股上市公司有76%公司的董事长与总经理两职分离。独立董事比例(X9)均值为0.373，说明在A股上市公司中独立董事在公司董事总人数占37.3%，约高于公司法规定的1/3的标准。董事成员持股比例(X10)的均值为0.095，高管经理层持股比例(X11)的均值为0.100，说明在A股上市公司中董事会成员和高管持股比例总体都不高。

为了初步考察控制权配置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，结果见表4。结果显示，衡量实际控制人控制度的实际控制人控制权、现金流权、委派董事比例与管理费用率的系数显著为负，支持假设1至假设3，经理是否由实际控制人委派与管理费用率的系数显著为负，与假设4的结论相反。实际控制人制衡度的相关变量如股权制衡度、机构投资者持股比例、独立董事比例、董事会与高管持股比例都与管理费用率的相关系数显著负相关。第二大股东持股比例与两职兼任与管理费用率的相关系数显著正相关。以上相关分析初步支持了以上假设5至假设11的正确性。

本文还计算了自变量与控制权变量之间的Pearson相关系数，为节约篇幅，结果未列出，结果显示，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。上述相关性分析只是显示了两个变量之间的相关程度，没有控制其他变量的影响，无法反映自变量与因变量的影响系数和程度，即两个变量的相关性分析结果具有一定的局限性，还需要通过下面的计量经济模型作进一步的分析。后面计量模型中变量的共线性诊断结果也显示，其他变量相关系数较小，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。

表4 主要变量间的Pearson相关系数

注：***、**、*分别表示在1%、5%、10%水平上显著，下同。

(二)模型检验结果与分析

本文利用统计软件Stata11采用差分广义矩估计(GMM)对模型参数进行估计，实证结果分析如下。

1.企业控制权配置的特征变量与经理管理防御程度关系的检验

先看实际控制人控制度特征变量对经理管理防御程度的影响效应。按模型(1)进行计量回归分析，表5中第三列给出了实际控制人控制度特征变量对经理管理防御程度影响的回归结果。

下面分析实际控制人控制度对经理管理防御程度的影响。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%。经理管理防御程度(MEI)与实际控制人控制权(X1)的系数为负，且在5%的显著性水平下通过显著性检验，假设1通过显著性检验。经理管理防御程度(MEI)与实际控制人现金流权(X2)的系数为负，且在5%的显著性水平下通过显著性检验，假设2通过显著性检验。结果表明实际控制人控制权或现金流权越大，经理人代理成本越小，说明随着实际控制人控制权与现金流权的增加，实际控制人提高了对经理人的监督能力和监督效果。

经理管理防御程度(MEI)与实际控制人委派董事比例(X3)的系数为负，且在1%的显著性水平下通过显著性检验，假设3通过显著性检验。此结果说明实际控制人委派董事比例越大，董事会可能被实际控制人所控制，这样实际控制人更熟知企业经营管理战略和内部信息，能更好地发挥监督和咨询功能，当经理人提出逆向选择提议或存在管理防御行为时，可能会遭到实际控制人委派董事的制止或反对，减少经理逆向选择和道德风险行为，这样能有效降低经理管理防御程度。

经理管理防御程度(MEI)与经理是否由实际控制人委派0-1变量(X4)的系数为负，且在5%的显著性水平下通过显著性检验，假设4没有通过显著性检验。假设4没有通过显著性检验的可能原因是：当经理人由实际控制人委派时，经理是实际控制人的利益代表，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，实际控制人利益侵占占主导作用，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对经理管理防御程度的影响效应。样本回归结果显示，公司规模(Lnsize)与管理费用率呈负相关关系，但没有通过显著性检验。说明公司规模与管理费用率负相关但关系不显著，造成上述结果的可能原因是：一般地，随着公司规模的扩大会提高企业管理费用率，但公司规模扩大，造成企业规模边际产出效率递减，降低企业管理费用率。结果显示公司盈利能力(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。结果说明当一个企业的盈利能力和成长性都很高时，也反映了企业的资本运营能力，有利于减少经理管理防御行为，降低了经理管理防御程度。资产负债率(Lev)的系数显著为负，说明若A股上市公司负债率水平越高，企业管理费用率越高，付本还息的硬约束发挥了债权人治理效应，有利于降低经理管理防御程度。

表5 控制权配置结构特征变量对经理管理防御程度影响的回归结果

再看实际控制人制衡度特征变量对经理管理防御程度的影响效应。股权制衡度(X5)与经理管理防御程度(MEI)呈负相关关系，但系数不显著，数据不支持假设5。分析其系数不显著的原因，可能是没有考虑关联股东或利益一致行动人，文中股权制衡度的计量是按直接持股方式，计算第二至第五大股东持股比例之和与第一大股东持股比率的比值，导致股权制衡度的计算结果与实际情况有所偏离，使得回归结果中变量股权制衡度(X5)的系数不显著。

第二大股东持股比例(X6)与经理管理防御程度(MEI)呈正相关关系，且系数通过5%的显著性检验，实证结果支持假设6。结果说明第二大股东持股比例越高，实际控制人受到第二大股东的制约与监督，实际控制人会降低对经理人的监督强度，导致管理费用率的增加。实证结果说明随着第二大股东持股比例的增加，经理管理防御程度加强。

机构投资者持股比例(X7)与经理管理防御程度(MEI)呈负相关关系，且系数通过5%的显著性检验，实证结果支持假设7。结果说明机构投资者持股比例越大，更发挥其监督治理效应，提高公司内部治理水平，从而降低企业管理费用率和经理管理防御程度。

董事长两职分离(X8)与经理管理防御程度(MEI)呈显著的负相关关系，假设8通过显著性检验。实证结果说明：当董事长与总经理两职分离有利于权力的制衡与监督，与两职兼任相比，两职分离时经理自主权变小，减少管理防御的机会和能力，故两职分离与经理管理防御程度负相关。

独立董事比例(X9)与经理管理防御程度(MEI)呈负相关关系，且在5%显著性水平下通过系数的显著性检验，假设9通过显著性检验。实证结果说明：独立董事比例的提高能提高董事会的监督效果，减少管理者防御行为，降低企业管理费用率。

董事持股比例(X10)与经理管理防御程度(MEI)呈负相关关系，且在10%显著性水平下通过系数的显著性检验，假设10通过显著性检验。实证结果表明：董事会成员较高的股权激励能产生激励效应，更好地发挥董事会的监督职能，提高董事会监督效果，降低经理管理防御程度，从而有助于降低企业管理费用率。

经理层持股比例(X11)与经理管理防御程度(MEI)呈负相关关系，且在10%显著性水平下通过系数的显著性检验，假设11通过显著性检验。检验结果说明：经理层持股有利于强化股东与管理层之间的利益共享和风险共担机制，从而激励经理人努力工作，为企业创造更大的价值，减少利益侵占行为，表现出的结果是降低企业管理费用率。

考察因变量与控制变量之间的关系。结果也显示公司规模(Lnsize)、盈利能力(Profit)、成长性(Growth)和资产负债率(Lev)与公司管理费用率显著负相关，这些控制变量值的增加，有利于降低公司管理费用率，减弱经理管理防御程度。

2.不同产权性质下企业控制权配置特征对经理管理防御影响的差异性分析

依据前面的理论分析，控制权配置特征对经理管理防御程度的影响可能依产权性质的不同而存在差异，提出假设12。为检验不同产权性质对经理管理防御程度的影响，采用均值T检验、中位数Wilcoxon秩和检验对经理管理防御程度进行单因素分析。按产权性质对样本进行分组，当公司的控股股东为国有企业时State取值为1，当公司的控股股东为非国有企业时State取值为0。其中有3535个国有企业的样本点，有4004个非国有企业的样本点。表6为不同产权性质下经理管理防御程度的单因素分析结果，包含T检验和Wilcoxon秩和检验。

表6 不同产权性质下经理管理防御程度的单因素分析

表7 实际控制人控制度特征变量与经理管理防御程度回归结果(国有样本)

表8 实际控制人控制度特征变量与经理管理防御程度回归结果(非国有样本)

由表6知，国有企业中经理管理防御程度的均值和中值分别是0.151和0.119，均低于非国有企业中对应的均值0.191和中值0.146，均值和中值说明国有企业中经理管理防御程度低于非国有企业。又从经理管理防御的单因素分析结果可知，国有企业样本与非国有企业样本组的组间差额-0.004，T检验在5%水平下显著，中位数差为-0.002，Wilcoxon秩和检验在5%水平下显著。上述结果说明，国有企业中经理管理防御程度显著低于非国有企业经理管理防御程度。

为了检验产权性质对控制权配置特征与经理管理防御程度关系的调节作用，首先按照控股股东类型将总样本划分为国企样本和非国企样本，具体的分析过程如下。

为探究不同产权性质下，实际控制人控制度特征变量与经理管理防御之间的相关关系是否存在差异，回归过程依次将实际控制人控制度单个特征变量与经理管理防御程度进行回归，最后将所有控制度特征变量和控制变量一起与经理管理防御程度进行回归，得到的回归结果如表7和表8所示。

表7为国有上市公司分样本回归结果，由表7中单个解释变量的回归结果可以看出，在国有上市公司中实际控制人控制权、现金权、委派董事比例、经理是否由实际控制人委派的特征变量与经理管理防御程度显著负相关。表7中最后一列是包含控制度所有特征变量的回归结果，结果显示委派董事比例、是否由实际控制人委派的特征变量与经理管理防御程度显著负相关，但实际控制人控制权、现金权与经理管理防御程度负相关，但没有通过显著性检验。分析其原因，可能是实际控制人的控制权与现金权这两个变量的线性相关程度较强(相关系数为0.795)，导致实际控制人控制权(X1)和现金权(X2)的系数没有通过系数的显著性检验。

表8为非国有上市公司分样本回归结果，由表8中单个解释变量的回归结果可以看出，在非国有上市公司中，实际控制人控制权、现金权、委派董事比例、经理是否由实际控制人委派的特征变量与经理管理防御程度显著负相关。表8中最后一列是包含控制度所有特征变量的回归结果，结果显示委派董事比例、是否由实际控制人委派的特征变量与经理管理防御程度显著负相关，但实际控制人控制权、现金权与经理管理防御程度负相关，但没有通过显著性检验。分析其原因，可能是实际控制人的控制权与现金权这两个变量的线性相关程度较强(此时相关系数为0.803)，说明在非国有企业中，实际控制人的所有权和现金流权分离程度小，实际控制人具有较大的控制权，导致将两个变量放在同一个模型中参数的T检验不显著，致使实际控制人控制权(X1)和现金权(X2)的系数没有通过系数的显著性检验。

表9 实际控制人制衡度特征变量与经理管理防御程度的回归结果(国有样本)

在包含所有控制度特征变量的回归结果中，在国有企业和非国有企业中，实际控制人所有权和现金流权由于存在多重共线性，导致其系数没有通过变量的显著性检验。虽然实际控制人委派董事比例与经理管理防御程度均显著负相关，但在非国有企业中负相关显著强于在国有企业中的负相关(两者均值差异检验的t值为-2.267)。这可能是因为：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，实际控制人和委派的董事形成一致行动人，提高了董事会的治理效率，减少了经理人代理问题，表现出的结果是降低企业管理费用率。经理人是否由实际控制人委派与经理管理防御程度均显著负相关，但在非国有企业中负相关显著强于在国有企业中的负相关(两者均值差异检验的t值为-1.352)。这可能是在非国有企业中，实际控制人委派经理人现象更普遍。

综上所述，在国有企业与非国有企业中，实际控制人的所有权、现金流权、委派董事比例、经理人是否由实际控制人委派对经理管理防御程度的影响存在显著的差异，从而验证了实际控制人控制度特征变量对经理管理防御程度的影响受到产权性质的调节。

再探究不同产权性质下，实际控制人制衡度特征变量与经理管理防御之间的相关关系是否存在差异，回归过程依次将实际控制人制衡度单个特征变量与经理管理防御程度进行回归，最后将所有制衡度特征变量和控制变量一起与经理管理防御程度进行回归，得到的回归结果如表9和表10所示。

表9为国有上市公司分样本回归结果，由表9中单个解释变量的回归结果可以看出，在国有上市公司中，经理人两职分离(X8)与经理管理防御程度之间呈负相关关系，但系数没有通过显著性检验。董事会成员持股比例(X10)和经理层持股比例(X11)与经理管理防御程度之间呈负相关关系，其系数没有通过显著性检验。实际控制人制衡度的其他特征变量与经理管理防御程度之间的关系显著成立，与全样本回归的结果基本是一致的，且通过参数的显著性检验。表9中最后一列是包含制衡度所有特征变量的回归结果，结果显示经理人两职分离(X8)、董事会成员持股比例(X10)和经理层持股比例(X11)系数没有通过T检验，这个结果与单变量的回归结果一致。可能的原因是国有企业中董事和高管人员持股比例较低，具有一定的激励效应，但激励效应不明显，对经理管理防御的治理效应不明显。

表10 实际控制人制衡度特征变量与经理管理防御程度的回归结果(非国有样本)

表10为非国有上市公司分样本回归结果，由表10中单个解释变量的回归结果可以看出，在非国有上市公司中，实际控制人制衡度的所有特征变量与经理管理防御程度之间的关系显著相关，与全样本回归的结果基本是一致的。表10中最后一列是包含制衡度所有特征变量的回归结果，结果显示经理人两职分离(X8)与经理管理防御程度之间呈正相关关系，但系数没有通过T检验，可能原因是在非国有企业中董事长兼任总经理比较常见，导致其对经理管理防御程度的影响不显著。董事会持股比例(X10)、经理层持股比例(X11)与经理管理防御程度之间呈负向的相关关系，但相关关系不显著，可能的原因有两点，一是在非国有企业中，董事会成员持股比例与经理层持股比例线性相关程度较强(两者之间的相关系数为0.721)，存在互相替代效应，导致其回归系数没有通过显著性检验；也可能是非国有企业中大股东与高管高度重合，董事持股和经理层持股较常见，没有发挥其激励作用，表现出来的结果是对管理费用率影响不显著，即对经理管理防御的治理效应不明显。

综上所述，由于产权性质的不同，国有上市公司和非国有上市公司实际控制人控制度与制衡度的特征变量对经理管理防御程度的影响均存在显著的差异，从而验证了假设12，表明控制权配置的特征变量对经理管理防御程度的影响受到产权性质的调节作用。

3.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。

首先，改变管理防御程度的度量方法。关于经理管理防御程度的度量是一个难点，文中从经理对公司的利益侵占度来衡量经理管理防御程度。若借鉴李秉祥等(2013)[19]经理管理防御指数的研究成果，从经理的个人因素、公司内部治理因素和外部市场环境因素三个维度选取指标,采用层次分析法构建经理管理防御指数，重新度量经理管理防御水平，这样会导致解释变量与被解释变量之间的多重共线性等问题，所以本文没有采用经理管理防御指数的方法，而是从管理者代理成本的角度，用替代变量的方法度量经理管理防御。

资产周转率指标代表公司的资产运作效率，反映管理者偷懒或机会主义行为而使得企业经营效率下降。常将总资产周转率作为代理效率的观测变量，若资产周转率越低，认为经理管理防御程度越强，也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重新回归以上模型，结果对本文主要结论没有影响。

其次，解决内生性问题。上面实证分析结果表明实际控制人控制度与制衡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制衡情况，选择有利于自身职位稳定的治理机制,如减少机构投资者持股比例。为了克服控制权配置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)和模型(2)进行了检验。考虑到自变量董事会持股比例、经理层持股比例这两个变量对经理管理防御影响的滞后效应，采用滞后一期的数据。

经过上述变量处理和面板固定效应模型法，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

本文在企业控制权理论、经理管理防御理论、公司治理理论等相融合的统一分析框架下，深入探讨企业控制权配置特征变量对经理管理防御程度的影响。研究发现：实际控制人控制权、现金流权和委派董事比例越大，实际控制人的监督效应占主导，经理管理防御程度越弱；股权制衡度、机构投资者持股比例、两职分离、独立董事比例、董事会和经理层持股比例越高，制衡度的特征变量发挥制衡作用，经理管理防御程度越弱；第二大股东持股比例越高经理管理防御程度越强。通过实证检验产权性质对两者关系的调节作用，发现在不同产权性质下企业控制权配置的特征变量对经理管理防御的影响存在差异性。

本文研究结论对优化企业控制权配置和减少经理管理防御行为具有重要的启示。对投资者而言，企业控制权配置是决定企业内部组织效率和公司治理效率的前置因素，直接影响实际控制人对经理层的监督，也影响经理层的决策行为。为减少经理管理防御行为，应重点考虑企业控制权配置，从实际控制人控制度和制衡度两个维度，考虑其特征变量与经理管理防御程度的关系，通过调整企业控制权配置中的控制度与制衡度的特征变量，以达到控制权对经理人激励和约束的双重效应，减少经理管理防御行为，以提高公司资源配置效率。