一、研究背景

理论上，良好的公司治理可以通过对经理人的监督和制衡作用，达到对其机会主义行为的有效遏制（李维安、姜涛，2007）。在现实世界中，从内部环境来看，代理问题所导致的企业经营权和所有权分离，信息不对称问题所导致外部主要利益相关者掌握企业的关键信息明显少于企业内部经理人；从外部环境来看，市场摩擦的必然存在使外部信贷市场不能和企业内部投资支出达到良好匹配。

据考，五色养生蔬菜汤源于日本，发明者是一名叫立石和的博士，他著书立说，出版了《元租蔬菜汤强健法》。书中详细记载了五色蔬菜汤的好处及熬煮法。这个配方在民间流传开后，许多注重饮食健康的家庭主妇，更是把五色蔬菜汤“发扬光大”。就连一些企业采用了低温脱水技术，制作成的专门用于冲泡的五色蔬菜汤快餐食品，在市场上，受到了人们的欢迎。

在我国，公司治理并不完善，国有控制企业中的所有者缺位、非国有控制企业中职业经理人市场不健全造成管理者在委托经营中产生的代理问题以及信息不对称问题普遍存在，管理者在经营中利用其具有的信息优势侵占其他股东利益，为了个人利益进行非效率投资，损害公司的长远发展。

当前我国正处于新兴加转轨的特殊转型时期，外部产品市场竞争对内部资本配置的影响日益受到重视，党的十八大、十九大都曾强调要发挥市场在资源配置中的作用。文章将宏观层面的产品市场竞争与微观层面的管理者权力进行结合来研究公司投资效率。研究主要考虑以下层面：第一，管理者权力是否会产生非效率投资？不同产权性质企业中管理者权力下的非效率投资程度差异如何？第二，宏观产品市场竞争程度提高是否会影响管理者权力下的非效率投资？对不同产权性质企业管理者权力下的非效率投资影响如何？文章为深化管理者权力与投资效率关系研究、完善公司内外部治理机制提供了一定参考。

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发射部分中，信号模拟器根据来自控制主机的参数，精确生成包含多普勒信息的微波信号，中心频率为1.772 GHz，频率可变范围是1.75～1.8 GHz。在马赫曾德电光强度调制器（MZM）中，使用生成的微波信号对1 550 nm激光进行强度调制，调制后的激光经光衰减器传输至接收部分，其中光衰减器模拟了光在空间传播中的衰减。

二、理论分析和研究假说

1.管理者权力与投资效率

代理理论认为，现代公司制下所有权和控制权分离，在信息不对称、道德风险存在的情况下，管理者和股东之间的利益冲突容易导致企业投资行为的扭曲，产生盲目、多元化过度投资或投资不足等非效率投资行为(Jensen&Meckling，1976；Stulz，1990)。信息不对称理论认为，管理层与外部投资者间的信息不对称，既可能引发过度投资，也有可能引发投资不足的后果。管理者由于了解公司较多内部信息，势必会存在机会主义行为。为了追求个人利益最大化，赚取社会声誉、建造“企业帝国”(Murphy，1985)、享受更多的在职消费，会导致过度投资行为(Jensen，1986)；而潜在投资者和债权人由于对投资公司的信息不对称会导致逆向选择，这样会增加公司的融资成本，导致投资不足现象发生(Myers&Majlu，1984)。

已有的大量文献研究了管理者的非效率投资行为。Berle&Means(1932)发现所有权与经营权分离情况下，出现“经营管理者支配”现象，即管理者为了追求其私有利益而牺牲股东利益。公司董事会是一个群体决策机构，由于不参与企业的实际经营，内部沟通不畅，交流的效率比较低，使得他们在决策时很难达成统一意见，容易沦为实际管理者的附庸，造成管理者权力强化(Cheng，2008)。管理者也会通过和股东合谋获利、两职合一等导致公司代理问题混乱，衍生出管理者权力高于董事会的影响力，逐渐“俘虏”董事会，使董事会沦为“橡皮图章”，掌握公司的实质控制权，依靠权力自定薪酬(Bebchuk&Fried，2004)，或者利用权力影响公司的财务决策，进行权力寻租，实现其自利目的。

（1）管理者权力与企业投资效率

资源的有限性会产生一定的市场竞争，产品市场竞争机制在某种程度上可以优化资源配置。首先，充分的产品市场竞争可以降低信息不对称程度（辛清泉、谭伟强，2009），使利益相关者更容易获得他们需要的信息(Ball&Shivakumar，2008)；另外，产品市场竞争对管理者产生某种程度的压力，激烈的产品市场竞争会使一些企业为了获得更有利的竞争优势，而主动去并购其他同行业，管理者为了避免竞争带来的职业更换威胁和破产清算压力，必须努力经营，提高竞争优势，公司治理水平也势必会提高（姜付秀等，2009；Giroud&Mueller，2010）。因此，从外部产品市场竞争影响来看，降低了对管理者的监督成本(Huang&Peyer，2012)，管理者自利行为得到震慑(Guadalupe&Gonzalez，2005)，降低了管理者权力下的非效率投资。

假设H1：限定其他条件，管理者权力越大，企业非效率投资程度越高，非国有控制企业非效率投资程度甚至高于国有控制企业。

2.产品市场竞争、管理者权力与投资效率

基于上述分析，文章提出假设H1：

在我国，国有控制企业中所有者“缺位”，非国有控制企业中经理人市场并不成熟（李新春，2002），同时我国的法制机制也并不健全，导致管理者违约和失信成本比较低(Zhangand Ma，2009；Liu et al.，2012)，管理者在代替所有者经营时，势必会为了构建个人帝国、在职消费而更容易产生短视行为和机会主义（Cai，2012；蔡地等，2016），进而损害公司长远利益。我国近些年某些国有控制企业依赖政府这一后台，利用国有企业融资的先天优势，大肆进行并购扩张，后期看来不过是为了增强公司规模实力，增加EVA业绩评价效果，投资效率并没有提高。非国有控制企业的高出生率和高死亡率在某种意义上说明非国有控制企业公司治理质量并不高，经理人市场的不完善并没有给经理人带来震慑作用，反而致使管理者权力过大，非效率投资程度过高。另外，在激烈的产品市场竞争中，国有控制企业因为特殊的先天优势，会使它占用更多的社会资源，挤占了非国有控制企业应享有的权益，非国有控制企业的融资约束会加剧管理者权力下的非效率投资。

据了解，国务院减税政策实施以来，全省税务部门不折不扣贯彻落实各项税收优惠政策。今年1至10月，全省税务部门鼓励高新技术企业减免15亿元，促进小微企业发展减免90亿元，促进区域发展减免54亿元，其中促进小微企业发展减免同比增长52.7%。

基于上述分析，文章认为，外部产品市场竞争对管理者权力下的非效率投资的影响，取决于管理者的代理行为和融资约束的双重作用。外部产品市场竞争程度越高，越有利于抑制管理者的自利行为，管理者权力下的非效率投资程度减轻，但是当管理者权力越大时，甚至会凌驾于董事会以上，同时融资约束带来的资金压力会加剧管理者权力下的非效率投资。外部产品市场竞争对管理者权力下的非效率投资的影响，取决于管理者的代理行为和融资约束的双重作用。据此，文章提出假设H2a和 H2b：

假设H2a：在其他条件相同的情况下，产品市场竞争程度越高，能够有效抑制管理者权力下非效率投资；

假设H2b：在其他条件相同的情况下，产品市场竞争程度越高，不能够有效抑制管理者权力下非效率投资。

三、研究设计与样本选择

1.数据来源

文章样本选取股权分置改革后我国沪深股票市场所有A股非金融类上市公司2007-2015年数据为样本，由于对解释变量Tobin`sQ等滞后了一期，所以模型中用到的样本是从2008-2015年的数据。同时删除主要数据缺失、数据异常的公司。

2.模型设计与变量定义

借鉴张敦力等、韩林静等、王茂林等学者的研究设计，文章建立以下模型对研究假设进行检验：

综上所述，通过选择合适的配料、碳当量、浇注温度、孕育方法及球化剂等措施，在厚大断面球墨铸铁上依然可以得到2～3级球化率的球墨铸铁。

 

其中，被解释变量为企业投资水平Invest，用投资支出占年初总资产平均值来衡量。主要解释变量为管理者权力Power：管理者权力是一个综合的概念，是管理层执行自身意愿的能力，反映了其在公司所拥有的控制权以及影响力，文章在金字塔层级(Control-floor)、总经理任期(Tenure)和两职合一(Dual)指标基础上建立综合权力积分变量(Power)，来衡量管理者权力的大小，该指标数值越大，表明管理者权力越大；产品市场竞争HHi：基于主营业务收入的赫芬达尔指数；Cfo为现金流，取自企业经营活动产生的现金流量净额/资产账面价值；Tobin's Q为投资机会：指流通股市值与负债、非流通股账面价值之和与资产账面价值的比率。

推论 2.4 测度Μ(B,K)是Rd上的界为A的测度紧框架, 那么对于任意可测集J⊂K, ∀Rd,下面命题等价:

四、实证结果及分析

1.描述性统计

对模型中所涉及的主要变量，首先进行了初步的描述性统计，结果见表1。

参考现有文献，文章还控制了相关影响因素：董事会规模(Director)：董事会人数；独董比例(Independ)：独立董事占全部董事比例；管理层持股(Excushr)：管理层持股比例；资产负债率(Lev)：负债/资产；上市时间(Age)：上市总年数；企业规模(Size)：总资产的自然对数；产权性质(Ultimate)：国有控制企业取1，非国有取0。

第一，上市公司投资水平(Invest)平均值0.0652，但标准差较大，最小值0.000282，最大值0.279，可以看出不同企业之间投资支出水平差异很大。

在广度上,按照零维、一维、二维、三维纳米材料系统分类,分门别类地全面介绍各种纳米材料的制备、结构、性能和应用基础知识[6],以及最新研究进展情况,构建整个纳米材料科学的“知识地图”,既启发学生科研创新思路,又能帮助学生借鉴多种方法和角度,实现科研内容的创新。

第二，管理者权力的代理变量中，两职合一(Dual)平均值是0.173，管理者任期(Tenure)平均2.920年，最长13.31年，由此可见管理者长期拥有企业的实际控制权。金字塔层级(Control-floor)平均值2.781，最小值0，最大值11，可以看出金字塔链条层级差异比较大，管理者决策自由度不同，权利也不同。

通过表3可知，无论是全样本，还是国有控制及非国有控制企业，管理者权力(Power)与投资机会(Tobin`s Q)都呈5%水平的显著正相关，说明管理者权力越大，企业投资支出越多，也再一次证明研究的样本选择是正确的。

第四，现金流(Cfo)的均值为0.0489，和中位数(0.048)比较接近，在所有的样本变量中，企业的现金流水平普遍不高，最小值为-0.194，最大值为0.274，说明企业现金流紧张和充裕现象差别比较大。

第五，投资机会(Tobin`s Q)的平均值为1.672，最小值为0.792，最大值为6.343，代表的投资机会也存在比较大差异。

 

表1 模型设计变量的描述性统计

  

变量名称 均值 中位数标准差 最小值 最大值Invest 0.0652 0.0475 0.0607 0.000282 0.279 Dual 0.173 0 0.378 0 1 Tenure 2.920 3 0.812 0.0417 13.31 Control-floor 2.781 2.93 0.803 0 11 HHi 0.081 0.108 0.096 0.020 0.393 Cfo 0.0489 0.048 0.0810 -0.194 0.274 Tobin`s Q 1.672 1.337 0.973 0.792 6.343 Lev 0.473 0.485 0.203 0.0466 0.991 Director 9.203 9 1.904 3 19 Independ 0.358 0.333 0.0497 0 0.714 Excushr 0.0712 0 0.172 0 0.897 Age 13.30 14 5.428 2 21 Size 21.41 21.301 1.099 16.51 26.85 Ultimate 0.571 1 0.495 0 1

控制变量样本统计结果如下：

对于运行过程中已存在转轴裂纹的转子，其裂纹的开合状态均存在于转子的上方和下方，但是传统的监测转子轴的传感器均采用径向安装，而且通常是斜上45°安装，位于转子轴的侧面，因此对于裂纹在转子上方和下方开合时的响应并不敏感；裂纹开合必然引起轴向位移，而裂纹开合的轴向效应必然会体现在推力盘上，因此监测轴位移动态信号的传感器无论安装在0°、90°、180°、270°任何位置都不会漏测裂纹效应产生的动态信号。这里提出通过监测分析转子轴轴向振动信号的交流成分从而实现转子轴裂纹故障的诊断。

第一，管理者权力(Power)的其他替代变量中，董事会规模(Director)平均人数为9.203，最少3人，最多19人，表明上市公司董事会规模大小并不一致；独董比例(Independ)占全部董事(Director)比例平均值（中位数） 为0.358(0.333)，最小值为0，最大值为0.714，表明有些公司没有聘请独立董事，有些独立董事在董事会人数中占比过高，公司治理存在很大差异；管理层持股(Excushr)平均值和中位数分别为0.0712和0，最小值为0，最大值则高达0.897，表明我国上市公司管理层持股比例普遍很低，只是象征性地持有很少股份甚至零持股，有限的持股比例并不能发挥作用。直接持股的比例很低，难以对其投资行为产生约束、激励机制（赵纯祥、张敦力，2013）。

第二，资产负债率(Lev)的平均数为0.473，最低0.0466，最高0.991，中位数略高，为0.485，说明企业负债将近总资产价值的一半。与周伟贤(2010)的研究结果基本一致。

第三，样本上市公司最短的上市时间(Age)2年，最长21年，平均上市13.30年。

第四，所有上市公司总资产的自然对数指标(Size)的均值(21.41)和中位数(21.301)非常接近，最小值 16.51，最大值26.85，说明样本公司的规模之间存在较大的差异。

第五，国有控制企业(Ultimate)占比为0.571，说明我国上市公司大多数被国有政府部门控制。

2.相关性分析

检验文章假设所设定模型中涉及的主要变量的Pearson积差相关系数的相关检验结果见表2。从表中可以看出：

第一，企业投资水平(Invest)与管理者权力(Power)的代理变量两职合一(Dual)、总经理任期(Tenure)、金字塔层级(Controlfloor)均在1%水平显著正相关，表明管理者权力越大，企业投资支出越高。

第二，企业投资水平(Invest)与产品市场竞争程度(HHi)的相关系数为0.024，且在5%水平下显著正相关，与现金流(Cfo)在1%水平下显著正相关，与投资机会(Tobin`s Q)在1%水平下正相关。理论上，Tobin`s Q代表了企业的投资机会，其值越高，说明企业成长性越好，投资支出越大。

第三，在控制变量中，所有控制变量都与投资支出在1%水平上表现出显著相关关系，说明这些控制变量的引入是基本恰当的。企业投资支出水平(Invest)与资产负债率(Lev)的显著负相关证实了企业投资受到其财务杠杆的重约束；与管理者权力(Power)的其他替代变量显著正相关说明了管理者权力对企业投资支出的重要影响；与企业规模(Size)的显著正相关表明了公司规模越大，公司资本投资越高。

3.实证结果与分析

在我国，公司产权性质不同所遭受的融资约束差异较大(Chow&Fung，1998)。上市公司通过银行等金融中介进行融资，我国的金融体系是以银行信贷为主导，且四大国有银行占据了金融市场的主要市场份额(La Porta et al，2002)，国有控制企业和国有银行的产权同源性使得国有银行更倾向于给国有控制企业更多的贷款支持（周红霞、欧阳凌，2004），对非国有控制企业存在信贷配给方面的歧视。但是相比非国有控制企业，国有控制企业在获得更多贷款资源的同时，也承受了更多来自金融中介监管的压力。管理者在进行非效率投资时，相比非国有控制企业，要顾忌的因素会更多，例如会考虑“政治晋升压力”，还要考虑“社会舆论压力”，甚至“机构监管压力”，某种程度上遏制了其非效率投资程度。

第三，产品市场竞争程度(HHi)平均值0.081，最小值0.020，最大值0.393，说明我国各行业产品市场竞争差异比较大。

落实制度。科学有效的管理机制是保证跟岗实习有效实施的重要保障。学院要制定相应的跟岗实习管理制度和考核制作等，明确实习企业、学校和学生各自的职责，保证学生跟岗实习能够达到预期的效果。此外，学院还应该根据实习企业、指导教师和学生的反馈完善实习管理制度和考核制度。同时，为了保障制度的落实，学校要指导教师定期亲自到实习企业进行岗位巡查和指导，关心学生的生活和工作，并协助企业指导教师对学生实践技能、职业素养和实习考核进行管理，成为学生和实习企业之间沟通的桥梁。

 

表2 主要变量相关系数

  

注：表中为pearson相关系数，*、**、***分别表示10%、5%和1%水平上显著（双尾检验），下同。

 

变量 Invest Dual Tenure Control-floor HHi Cfo Tobin`s Q Lev Director Invest 1 Dual 0.051*** 1 Tenure 0.057*** 0.056*** 1 Control-floor 0.007*** -0.032 -0.06 1 HHi 0.024** 0.141*** 0.082*** 0.056*** 1 Cfo 0.167***-0.043*** 0.005 0.002 -0.111*** 1 Tobin`s Q 0.060*** 0.055*** 0.039*** 0.090** 0.130*** 0.124*** 1 Lev -0.141***-0.127***-0.052*** -0.236*** -0.096***-0.063***-0.207*** 1 Director 0.089***-0.146*** -0.002 -0.165 -0.103***0.075***-0.122***0.097*** 1

从全样本来看，管理者权力(Power)与投资机会(Tobin`s Q)构成的交乘项系数(Power×Tobin`s Q)回归结果为-0.001**，证实管理者权力加剧了企业的非效率投资；从国有控制和非国有控制分样本来看，国有控制企业中管理者权力(Power)与投资机会(Tobin`s Q)构成的交乘项系数(Power×Tobin`s Q)为 0.0002，但不显著；非国有控制企业中管理者权力(Power)与投资机会(Tobin`s Q)构成的交乘项系数(Power×Tobin`s Q)显著为负(-0.003**)，证实了非国有控制企业的非效率投资要比国有控制企业严重。总体来看，管理者权力加剧了企业的非效率投资。这个结论支持了经济学家对中国经济投资过度的判断，上市公司的投资效率堪忧（辛清泉等，2007）。同时，这一结论基本验证了管理者权力假说。研究结果表明，管理者治理机制并没有对企业的非效率投资行为产生有效地制止，非国有控制企业的代理问题和信息不对称现象更严重。

邹检验(Chowstatistic Test)的结果表明，管理者权力(Power)的方程系数之间存在显著差异(chi2(55)=204.98，Prob>chi2=0.0000)。这说明国有控制企业投资支出和管理者权力敏感度并不低于非国有控制的企业。总体上，这些结果支持文章的假设H1。

（2）产品市场竞争、管理者权力与投资效率

表4为回归分析结果，借鉴现有研究采用的方法，分别计算每个行业的HHi指标，将全部样本公司分成高于中位数和低于中位数两组，对管理者权力(Power)与投资机会(Tobin`s Q)关系(Power×Tobin`s Q)进行检验。回归结果显示：在产品市场竞争程度较高组，总样本中的管理者权力(Power)与投资机会(Tobin`s Q)关系(Power×Tobin`s Q)为-0.001，呈5%水平的显著负相关；在产品市场竞争程度较低组，管理者权力(Power)与投资机会(Tobin`s Q)构成的交乘项系数(Power×Tobin`s Q)为 0.002，但是并不显著，结果证实了产品市场竞争程度的提高并没有遏制管理者权力下的非效率投资。

 

表3 管理者权力与投资效率回归分析

  

被解释变量(Invest) 全样本 国有控制企业非国有控制企业Power 0.003**(2.68)0.003**(2.24)0.003**(1.99)Power×Tobin`s Q-0.001**(-1.79)-0.003**(-2.59)Cfo 0.076***(8.33)0.07***(6.00)0.0002(0.26)0.075***(5.24)Tobin`s Q 0.001(1.41)0.002*(1.65)0.001**(2.39)-0.018(-0.76)Excushr 0.027***(3.95)0.002(1.49)Firector 0.001**(1.98)-0.114**(-2.06)0.015(0.78)-0.011***(-2.02)-0.003***(-9.99)Size 0.01***(12.04)-0.023***(-3.43)Age -0.002***(-12.41)0.011***(10.94)-0.002***(-7.54)-0.0004(-0.57)Independ 0.01(0.70)0.007***(4.88)Ultimate -0.004**(-2.25)行业/年份 控制 控制 控制截距项 -0.17***(-9.70)0.017**(2.10)Lev -0.018***(-4.24)-0.073**(-2.31)样本量 5384 3109 2275 AdjR2 0.2205 0.2275 0.2523-0.227***(-10.39)

研究结论仍显示，无论在产品市场竞争程度高还是在产品市场竞争程度低的地区，相比国有控制企业，非国有控制企业的非效率投资程度都很高，Power×Tobin`s Q系数分别为-0.002和-0.006，且都呈显著性，说明在非国有控制企业中，代理问题和融资约束的双重作用，导致其非效率投资程度更高，由此，假设H2b得到验证。

 

表4 产品市场竞争、管理者权力与投资效率回归分析

  

被解释变量(Invest)Power Power×Tobin`s Q Independ Tobin`s Q Firector Cfo Excushr Lev Size Age Ultimate行业/年份截距项样本量AdjR2

表中结果还显示，经营现金流量(Cfo)与投资支出均在1%水平下显著正相关关系，这证明了投资对内部现金流的依赖，也证明了企业确实存在融资约束现象。即经营活动产生的现金流量缓解了企业的投资不足，有利于企业扩大投资支出。

提升医院档案管理的有效性，简单而言就是使得医院的档案管理能够更加有效，充分发挥医疗档案的作用，使得档案管理在高质量与高效率的状态下开展，这同样符合当前工作开展的趋势。从当前医院档案管理工作实际的角度进行分析，由于医院档案类型丰富，数量较多，管理过程效率较低，还容易发生档案丢失的情况[1]，并且对于医疗档案应用不足。因此从实际层面出发，分析提升医院档案管理工作有效性的提升，能够显著解决医疗档案管理过程中的问题，积极意义同样限制。

从理论上来讲，独立董事(Independ)处于独立于企业并代表股东对管理者进行监督，抑制其非效率投资行为(Fama&Jensen，1953；Yermaek，2004)。但是表中结果并没有显示独立董事比例与公司投资支出方面有影响，说明独立董事并没有对投资效率有显著影响，这和现有的学者的研究观点是一致的，进一步说明我国转型期独立董事并没有发挥其应有的监督作用。

“别！”声音凄凉而无奈，郑成川捂住腹部，眼中流露凄凉的祈求。灰衣人是黑旗会没有怜悯之心的杀人刀，抖手之间寒光骤闪，郑成川的颈项多了一条裂开的喷血豁口。

对于管理者持股(Excushr)，从全部样本来看，对企业投资支出有显著正向影响，说明管理者持股在某种程度上增加了管理者的权力，增加了扩大投资支出的意愿。从分样本来看，国有控制企业的管理者持股对投资支出影响不显著，非国有控制企业的管理者持股对投资支出呈正向影响，再一次证实了非国有控制企业的代理问题更严重，非效率投资程度更高，管理层持股比例难以对其投资行为产生约束和激励作用。

对于财务杠杆(Lev)，无论国有控制还是非国有控制企业，无论过度投资还是投资不足，负债对其都产生约束效应，说明负债的确可以约束管理者的非效率投资行为，降低管理者投资不足以及投资过度的可能性，支持了负债对非效率投资的抑制功能假说(Jensen&Meckling，1976；Stulz，1990)。

企业上市年限(Age)与投资支出(Invest)呈显著负相关关系，说明公司上市年限对投资起遏制作用。随着上市年限的增加，上市公司的投资冲动会越来越低，更加趋向理性投资。

企业规模(Size)与投资支出(Invest)呈显著正相关关系，表明企业规模越大，投资支出越多，再一次证实管理者有扩张的意图。

空间结构是旅游客源市场的一种重要结构.不同的地区、人口数量、人口密度、居民的收入水平、生活习俗均不同，因此对旅游的需求表现出很大的差异性.在蜀冈-瘦西湖风景名胜区海外客流中，外国游客是主体，占70.4%；台湾同胞在海外客源市场中位列第二，港澳同胞所占比重最小，为17.9%.

五、稳健性检验

文章分别选取行业内上市公司数目的自然对数及行业内前四大公司所占市场份额来衡量产品市场竞争程度，进行稳健性检验，发现系数符号没有发生显著变化，回归结果与前文得到的结论没有实质性差异。其它控制变量在回归系数符号和显著性方面略有差异，但是不影响总体结论的得出，文章的基本研究结论不变。这里将行业内上市公司数目的自然对数衡量产品市场竞争程度检验结果列示于表5，可以看到，变量的替换并不影响本研究结论的得出。资约束的双重作用，导致其管理者权力下非效率投资程度更高。

需要指出，文章的分析结果显示管理者权力与投资效率的关系。对这一问题，现有的研究结论并不一致。多数学者认为管理者权力提高了投资效率，从产权性质来看，国有企业由于“所有者缺位”等原因导致投资效率低于非国有企业。但是也有学者认为，由于融资约束的差异造成国有控制企业投资效率要低于非国有控制企业，文章的研究结论也再一次验证了此观点。一方面，这可能与选择的样本、模型的构建、样本区间选择等方面有关；另一方面，也再一次证实了我国特殊的制度环境对企业微观资本配置效率的重要影响。

特殊的制度环境导致产品市场竞争程度的提高并没有给非国有企业带来特殊的好处，也没有减轻管理者权力下公司的非效率投资。那么，对于上市公司的投资效率，外部制度环境和内部公司治理哪一个影响程度更高？它们之间该如何协调？是下一步需要研究的问题。

 

表5 变量替换稳健性测试

  

被解释变量(Invest)全样本 国有控制 非国有控制0.0034**(2.79)控制 总样本 国有控制 非国有控制Power 0.002**(2.32)0.002(1.34)0.001(0.52)0.001(1.21)0.003(0.99)Power×Tobin`s Q 0.004**(3.13)0.003**(2.60)-0.0001(-0.13)-0.004***(-3.50)-0.002***(-3.66)-0.002**(-2.57)0.091***(3.69)Tobin`s Q 0.007(7.68)-0.003*(-1.74)Cfo 0.073***(8.69)-0.004***(-1.83)0.062***(4.78)0.073***(6.64)0.043**(2.69)0.07***(6.59)0.08***(5.78)0.011***(4.21)Director 0.0008**(1.96)0.009***(5.00)0.008***(5.91)0.071***(5.01)产品市场竞争程度较高组 产品市场竞争程度较低组总样本 国有控制 非国有0.008***(5.50)0.001*(1.92)0.008***(5.95)0.007***(3.76)0.001**(2.04)-0.002**(-2.14)-.00013(-0.22)0.006***(4.05)-0.0002(-0.22)0.002**(2.42)-.00024(-0.36)-0.015(-0.68)0.002*(1.66)-.011371(-0.43)-0.034(-1.28)0.027(0.67)Excushr 0.032***(5.05)0.017(0.95)-.00151(-0.07)0.043*(1.79)-0.069(-1.19)0.022**(2.96)0.02**(2.39)0.132(1.65)0.029***(3.73)-0.134*(-1.95)-0.0005(-0.43)Independ 0.009(0.70)0.028(1.59)-0.021***(-4.57)-0.013*(-1.94)0.001(0.60)-0.016***(-3.22)-0.023***(-3.68)-0.031***(-4.15)-0.022**(-2.89)0.018(1.13)Lev -0.02***(-5.36)-0.023**(-3.65)-0.002***(-10.64)-0.004***(-13.3)-0.003***(-11.5)-0.004***(-10.4)-0.003***(-8.51)-0.003***(-8.98)-0.002***(-5.01)0.01***(7.04)-0.005***(-7.11)Size 0.015***(20.15)0.016***(16.59)-0.308***(-15.17)0.018***(13.78)0.037**(2.93)0.017***(11.06)0.012***(10.09)0.009***(10.30)-0.004**(-2.19)-0.002(-0.94)行业/年 控制 控制 控制 控制 控制 控制 控制 控制 控制截距项 -0.263***(-16.16)-0.14***(-6.44)0.016***(12.87)-0.184***(-6.32)-0.301***(-9.80).00014(0.17)0.072***(4.22)-0.321***(-5.92)样本量 6863 4188 2675 4121 2230 1793 2840 1958 882 AdjR2 0.2566 0.2655 0.2870 0.2509 0.2860 0.3325 0.2454 0.2629 0.2798 0.003**(2.45)0.017***(7.24)Ultimate -0.004**(-2.78)-0.018*(-1.66)Age -0.003***(-17.12)-0.104**(-2.87)-0.315***(-11.87)0.001(0.51)-0.321***(-10.2)

六、结论与讨论

文章结合我国外部治理机制产品市场竞争对内部管理者权力下非效率投资影响进行研究。研究发现，管理者权力越大，非效率投资程度越高，非国有控制企业非效率投资程度甚至高于国有控制企业；产品市场竞争程度越高，并没有遏制管理者权力下的非效率投资，相比国有控制企业，非国有控制企业代理问题和融

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