一、引言

过度投资(Over-investment)是指将自由现金流投资于净现值为负的项目。已有研究表明，我国企业存在严重的非效率投资行为(张功富和宋献中，2009；周伟贤，2010)，国有企业过度投资现象较为普遍(周春梅，2011；孙晓华和李明珊，2016)。目前主要有“政府干预观”和“代理观”两种观点可以解释：“政府干预观”认为，国有企业负担着政府部门的多重目标，包括经济目标与政治目标，虽然政府对国有企业逐渐放权，但当政府面临财政赤字、失业和社会问题时，会加大对国有企业的投资干预程度，例如雇佣更多的员工解决失业问题(曾庆生和陈信元，2006)、并购亏损的企业等(潘红波等，2008)，造成国有企业的过度投资；“代理观”认为由于经营权和所有权的分离导致股东和经理人之间产生委托代理冲突，利益不一致，经理人往往通过“构建帝国”(Empire-building)的手段获取私利，导致过度投资行为的产生(Jensen和Meckling，1976；Jensen，1986；魏明海和柳建华，2007)。已有研究发现，过度投资不仅会造成资源配置效率低下，还会使企业陷入财务危机，甚至濒临破产(Higgins和Schall，1975；李万福等，2010)，最终损害股东财富与企业价值(杜兴强和王丽华，2007)。对于国有企业而言，会造成国有资产的流失，甚至可能影响我国经济的平稳健康发展(詹雷和王瑶瑶，2013)。为此，需要建立有效的治理机制对管理层进行监督，避免股东利益受到损害及国有资产的流失。

多数学者从内外部治理机制的角度，对如何才能有效抑制企业过度投资行为进行了大量的研究。在内部治理机制方面，詹雷和王瑶瑶(2013)研究发现，在管理层激励水平较低时，管理层更有动机进行过度投资。张兆国等(2013)从管理者背景特征角度研究晋升激励对过度投资的影响，他们发现晋升可以抑制过度投资。Officer(2011)、张丽平和杨兴全(2012)、董红晔和李小荣(2014)、王茂林等(2014)、谭庆美等(2015)的研究均发现管理层权力是导致企业过度投资的重要影响因素。窦欢等(2014)通过考察企业集团的上市公司过度投资情况，发现内部大股东监督可以有效抑制上市公司的过度投资行为。干胜道和胡明霞(2014)的研究发现，内部控制越有效，企业过度投资水平越低。王霞等(2008)、胡国柳和周德建(2012)、马润平等(2012)的研究都发现，管理者过度自信会引发企业投资过度。在外部治理机制方面，谭庆美等(2015)从外部治理机制的角度研究如何有效抑制管理层的过度投资行为，他们的研究表明：产品市场竞争和外部大股东持股都可以显著抑制管理层进行过度投资。李延喜等(2013)实证检验了外部治理环境与企业过度投资的关系，他们的研究发现，外部治理环境(政府干预程度、法治水平、金融发展水平)均与过度投资呈显著负相关关系。

现有文献主要研究了管理层权力、管理者过度自信、管理层激励水平、内部控制水平、管理层晋升、大股东的监督能力、外部治理环境等因素与企业过度投资行为的相互关系，但关于股东异质性如何影响企业过度投资这一基本问题的研究还比较匮乏。即使有少量研究涉及股权性质与过度投资的相互关系，也没有深入研究非国有股东在国有企业高层治理中对过度投资产生的影响。党的十八届三中全会通过的《中共中央关于全面深化改革若干重大问题的决定》，明确提出要积极发展混合所有制经济，引入非公有资本参与到国有企业公司治理中，改善国有企业公司治理结构，提高国有企业经营效率，实现国有企业保值增值。已有研究发现，非国有股东参与国有企业公司治理可以促进企业进行创新活动(李文贵和余明桂，2015)、改善企业绩效(马连福等，2015)、提高内部控制质量(刘运国等，2016)、会计信息质量(曾诗韵等，2017)。然而，只有较少的文献从非国有股东的角度对长期存在的国有企业过度投资行为进行研究。

3.投喂量。投喂量为稻田（池塘）存虾重量的1%～4%。可根据天气情况投喂，晴天，多投喂，阴雨天，少投喂，以吃完为宜。若第二天早上去田边或池塘发现水比较浑浊，说明饵料投喂量不够，要逐步增加投喂量；若发现有多余饵料，要逐步减少投喂。

基于此，本文以2010～2016年沪深A股竞争类国有上市公司为研究对象，手工收集了国有上市公司中非国有股东持股与派任人员的数据，分别从股权结构和高层治理两个维度来研究非国有股东能否抑制国有企业的过度投资水平。与以往研究相比，本文可能的贡献主要有以下几点：第一，进一步丰富了关于非国有股东治理作用的研究成果。此前研究多是关于非国有股东对国有企业经营绩效(马连福等，2015)、企业创新(李文贵和余明桂，2015)、股权成本(汪平等，2015)、内部控制质量(刘运国等，2016)、会计信息质量(曾诗韵等，2017)、分类治理改革(魏明海等，2017)等方面的影响，本文将在关于非国有股东对国有企业过度投资的影响方面提供较为详尽的理论与实证分析。第二，进一步拓展了已有的关于国有企业过度的投资研究。以往研究多是从公司特征及治理因素等对过度投资进行研究，但对于公司治理中非国有股东的作用研究比较匮乏，本文的研究将在此领域提供更丰富的经验证据。第三，丰富了混合所有制改革方面的研究。已有研究主要从混合所有制改革效率角度检验改革效果(李春玲等，2017)，并没有深入探讨股权制衡性质和高层治理对过度投资的作用效果，本文进一步丰富了关于混合所有制改革的相关文献，为进一步深化国企改革提供了一定的借鉴意义。

本文余下结构安排如下：第二部分为理论分析与假说提出；第三部分介绍研究设计；第四部分为实证结果分析与稳健性检验；最后为研究结论与启示。

二、理论分析与假说提出

(一)非国有股东持股比例与企业过度投资

OVERINVi，t=γ0+γ1PRi，t+∑Control+∑Industry+∑Year+ε

国有企业中不仅存在着大股东与中小股东之间的股权制衡，由于利益诉求的不同，还存在着国有股东与非国有股东之间的股权制衡。随着非国有股东持股比例的增加，一方面，非国有股东可以在股东大会上行使更多的表决权和高层话语权，在股东大会上通过在企业投资的方案中更具有话语权，与国有股东进行博弈维护自身利益，反对不利于自身利益的方案通过，有效抑制国有企业的过度投资行为(袁玲和杨兴全，2008)；另一方面，股权制衡度的增加可以提高现金股利分配的水平(任力和项露菁，2015)，减少经理人随意支配的自由现金流水平，从而降低过度投资规模。并且已有证据表明非国有股东的利益与公司利益相一致，有较好的制衡动机和制衡效果(刘星和刘伟，2007；李建英等，2017)。

非国有股东的治理作用不仅体现在与国有股东的股权制衡上，还可以抑制管理层权力，监督管理者的过度投资行为(罗进辉等，2008；唐国平等，2014)。已有研究发现，管理层权力越大，支付现金股利的意愿越小(郭红彩，2013；王茂林等，2014)，越可能持有较多的现金，但现金持有价值并不大(杨兴全等，2014)。因为，管理层持有的现金很大一部分用于稳固自身地位的过度投资中(Easterbrook，1984)，并没有为股东和企业带来价值的增加。非国有股东持股比例的增加可以激励非国有股东积极参与国有企业的公司治理，使所有者到位，有效监督高管。对高管进行监督可以抑制管理层权力，提高其派发现金股利的意愿(郭红彩，2013)，降低现金持有水平和用于过度投资的自由现金流水平(Jensen，1986；魏明海和柳建华，2007)，从而抑制过度投资行为(Richardson，2006；刘孟晖，2011；王茂林等，2014)。

2.解释变量。(1)前十大股东中非国有股东持股比例(Shrnonsoe_10th)。借鉴刘运国等(2016)的变量设计方法，根据RESSET数据库的数据显示，股东类别有三种：国有股东、其他股东、外资股东。结合本文的研究目的，将股东类别划分为两大类：国有股东、非国有股东，然后手工搜集汇总每个公司在各观测年度的前十大股东中非国有股东持股比例之和，作为本文非国有股东持股比例的研究数据。除此之外，本文还搜集了第一大非国有股东持股比例(Shrnonsoe_1th)的数据作为稳健性检验部分的替换变量。(2)非国有股东派任董监高数量(PR_djg)。结合查找公司年度报告和CSMAR数据库数据进行搜集整理，通过翻阅公司年度报告中“董事、监事和高级管理人员的任职情况”，首先辨别股东单位的产权性质是国有还是非国有，如果股东单位是非国有，则本文认为此董监高是由非国有股东派任的。然后将非国有股东的职务进行整理，在整理过程中发现，某个股东在公司中存在兼任多职的情况，例如其既是董事，又是副总经理。针对这一情况，本文按照每个职位中非国有股东派任的人数计数，即董事、副总经理派任人数都为1人，则此非国有股东总派任人数为2。为了进一步检验派任人员异质性对国有企业过度投资水平的影响是否存在差异性，本文进一步细分了派任人员的类别：董事(PR_ds)、监事(PR_js)、高管(PR_gg)。除此之外，为了多角度度量非国有股东的派任情况，本文还设置是否派任董监高的虚拟变量(Dumy_prdjg)，若PR_djg大于0，则此公司派任了董监高，为是否派任董监高(Dumy_prdjg)赋值为1；否则为0。

H1a：非国有股东持股比例越高，国有企业过度投资水平越低，能起到抑制作用。

H1b：非国有股东对过度投资的抑制作用在省级以下国有企业中更加显著。

(二)非国有股东派任董监高与企业过度投资

现代企业组织中，所有权与经营权高度分离，导致经理人实际控制企业，比外部人更了解企业的真实经营情况，公司内外部形成严重的信息不对称。为了获得更多关于企业经营情况的真实信息，非国有股东不仅通过股东投票参与国有企业的公司治理，还向国有企业派任代表自身利益的董事、监事和高管进入高层管理，在管理结构上对国有企业行政型高管进行制衡与监督(刘运国等，2016)。随着非国有股东派任的董监高进入国企高层治理结构中的人数越多，其获得的关于公司真实经营情况的信息越多，有效缓解信息不对称，有利于在公司投资决策中发表更多的意见与建议，更好地行使权利，维护自身利益(窦欢等，2014)。

在董事的作用方面，胡诗阳和陆正飞(2015)研究发现，非控股股东派任的董事对过度投资具有显著的抑制作用。祝继高等(2015)的研究也认为非控股股东在表决董事会议案时，比独立董事更加积极，更可能投不赞成票。刘运国等(2016)研究发现，非国有股东派任董事可以提升国有企业的内部控制质量。曾诗韵等(2017)的研究同样表明，非国有股东能提升国有企业的会计信息质量。因此，当国有企业管理层在董事会上提出不利于股东利益的投资方案时，非国有股东派任的董事会通过投反对票的方式维护非国有股东的利益[注] 根据《中华人民共和国公司法》第110条规定：“董事会会议应有过半数的董事出席方可举行。董事会做出决议，必须经全体董事的过半数通过。董事会决议的表决，实行一人一票”。因此，法律保障了非国有股东派任的董事行使权力。，并且派任的董事更加了解上市公司的业务，部分董事还是全职董事，有较多的精力和时间搜集信息，为非国有股东提供更多的内部信息(胡诗阳和陆正飞，2015)，以便为非国有股东选择进一步干预还是退出提供依据(辛清泉等，2013)。在监事的作用方面，李维安和王世权(2005)研究发现，监事会的有效监督可以提高公司财务的安全性。王世权和宋海英(2011)认为非控股股东除了在董事会中积极争取自己的代表董事外，还会关注监事会人员的安排，希望引入独立的监事。曾诗韵等(2017)研究认为，非国有股东派任监事可以提高会计信息质量。因此，非国有股东在监事会中派任监事可以提高监事会的独立性，更有效地监督控股股东与管理层损害非国有股东的利益。在高管的作用方面，刘运国等(2016)研究发现，非国有股东派任高管可以有效提高国有企业的内部控制质量。基于以上分析，本文提出以下假说：

H2a：非国有股东派任董监高能抑制国有企业的过度投资水平。

洋芋，生物学名马铃薯，茄科多年生草本植物，块茎可供食用，是全球第四大粮食作物，仅次于小麦、稻谷和玉米。洋芋的块茎既是粮食又是蔬菜，更是一种良药，它可以和中养胃、健脾利湿、宽肠通便、美容养颜。医学家认为，每天吃一个洋芋，能大大降低中风的危险。

借鉴马连福等(2015)、曾诗韵等(2017)的样本选择方法，本文以2010～2016年沪深A股竞争类国有上市公司为研究对象[注]借鉴马连福等(2015)对竞争类行业的选取标准，剔除自然垄断类企业(包括电力、基础电信、自来水及燃气等)、关系国家安全的企业(如航空航天类)、承担普遍性服务及提供重要公共产品的企业(如邮政企业等)，其余为竞争类行业。。样本选取以2010年为起点的原因是：2007年股改完成后，才出现更多的非国有资本进入国有企业，并且在短期内很难形成较为完善的治理结构，对企业投资的影响波动较大，无法捕捉平稳的内在关系，因此选择2010作为研究样本选取的起点。本文还对数据进行如下处理：第一，剔除ST、*ST类上市公司；第二，由于金融行业具有自身的特殊性，剔除金融行业的公司；第三，考虑数据的完整性，剔除在2010年之后上市的公司及数据缺失的公司，最后经过筛选得到2369个企业—年度观测值的非平衡面板数据。为了防止极端值对研究结论产生影响，本文对所有连续变量在上下1%水平上进行Winsorize处理。本文非国有股东持股比例数据和人员委派数据根据企业年报手工收集得到的，根据CSMAR数据库中的“股权性质”来选取股权性质为国有企业的样本，其他财务数据均来自RESSET数据库和CSMAR数据库。

艾尔走进来，我甚至还没打算开口要他帮忙，他就主动过来帮我收拾床铺。清洗床框就等以后吧。他把一堆带字的床单枕套扔到垃圾箱里，然后我们一起走向训练室。

综上所述，可以看出，汉代，无论在立法领域还是司法领域，皇帝的权力都是有限的。有限皇权在立法领域中的存在，有助于法律反映民意，实现法律宽缓的立法理想。有限皇权在司法领域中的存在，有利于实现司法公正，防止冤假错案的发生。汉代，有限皇权在法制领域中的实现，对推动两汉的法制文明做出了积极贡献。

H2c：非国有股东派任的董事、监事和高管都可抑制国有企业的过度投资水平。

三、研究设计

(一)样本选择与数据来源

H2b：非国有股东派任董监高越多，越能抑制企业的过度投资水平。

(二)变量定义

1.被解释变量。本文的被解释变量为过度投资水平。目前，大多数学者采用Richardson模型来研究企业投资效率，因此，本文同样借鉴Richardson(2006)的模型来估计企业过度投资水平，具体见模型(1)所示：

INVi，t=α0+α1Qi，t-1+α2LEVi，t-1+α3CASHi，t-1+α4AGEi，t-1+α5SIZEi，t-1+α6RETi，t-1+α7INVi，t-1+∑INDUSTRY+∑YEAR+ε1

热点分析法属于局部自相关分析方法，根据在一定分析规模内的所有要素，计算每个要素统计值，得到每个要素的z值和p值[35]，通过热点分析，可以识别出老年人口高、低值在空间上聚类的区域,公式如下[31]：

(1)

模型(1)中INVi，t和 INVi，t-1分别代表公司i在t和t-1年度的投资规模，本文借鉴江轩宇和许年行(2015)的变量设计方法，采用“现金流量表”中的数据度量投资规模(INV)，稳健性检验部分采用“资产负债表”中的数据度量。模型(1)中INV=(购建固定资产、无形资产和其他长期资产支付的现金+取得子公司及其他营业单位支付的现金+投资支付的现金-处置固定资产、无形资产和其他长期资产收回的现金净额-处置子公司及其他营业单位收到的现金净额-收回投资收到的现金)/期初总资产；Q为托宾Q值，表示投资机会，Q=(股票市值总额+负债)/总资产；LEV为年末资产负债率；Cash为现金资产比总资产；Age为公司上市年数的自然对数；size为公司规模，为期末资产的自然对数；RET为考虑现金红利再投资的年个股回报率。由于本期的投资支出主要由上期总体运营情况决定的，因此，模型(1)中的解释变量均采用滞后一期的变量。此外，模型中还加入了年度虚拟变量(Year)和行业虚拟变量(Industry)，以控制年度和行业效应。需要特殊说明的是，本文的行业划分不仅按照行业分类门类进行划分，对于制造业，虽然属于同一门类，但不同大类之间也存在较大的差异。因此，为了使估计结果更加接近企业真实情况，本文进一步把制造业划分至大类。

度量过度投资水平主要分为两步骤：首先，用模型(1)估计公司正常的投资水平；然后，由此得到的残差的正值即表示企业的过度投资水平，用OVERINV来表示。借鉴李万福等(2010)、詹雷和王瑶瑶(2013)的变量设置方法，当残差大于0时，OVERINV等于残差；当残差小于0时，OVERINV等于0，以此来排除残差小于0的情况下投资不足对研究的影响。表1列示了模型(1)的估计结果。

 

表1投资预测模型估计结果(N=2369)

  

Qi,t-1LEVi,t-1Cashi,t-1Agei,t-1Sizei,t-1RETi,t-1INVi,t-1常数项调整R2系数0.015-0.0520.132-0.0140.0130.0180.407-0.178T值4.881-5.6307.896-3.2474.8113.23515.869-2.8400.453

然而，由于国有企业受到各级政府控制，各级政府对国有企业的干预程度也不尽相同(魏明海等，2017)，因此，非国有股东所能发挥的治理作用也相应地存在差异。魏明海等(2017)的研究发现，政府对省以下国有企业的控制力度最低，具体表现为：国有控股对省以下国有企业的持股水平平均只有40%，国有股东委派董事的比例平均为25.3%。这就说明在省级以下的国有企业中，政府的干预及控制力较弱，非国有股东更容易进入这类国有企业，更可能在这类国有企业中发挥监督作用，有效抑制国企管理层权力，降低国有企业过度投资规模。而在省级以上的国有企业中，一方面，此类国企具有重要的战略地位，政府干预及控制力度较大，非国有股东一般难以进入此类企业，即使进入，与省级以下国企相比，拥有的话语权也相对较少(刘运国等，2016)，非国有股东难以发挥治理作用；另一方面，省级以上国企尤其是中央国有企业，受到的政府控制较强，内部控制质量较高(刘启亮等，2012；刘运国等，2016)，其经理人的机会主义行为受到了更多的约束(安灵等，2008；周军，2017)，与省级以下国企相比，过度投资水平较低(周军，2017)，非国有股东的治理作用可发挥的空间不大，制衡效果和治理效果不如省级以下国有企业那么明显(安灵等，2008)。基于以上分析，本文提出以下假说：

1.投入指标。（1）劳动投入。采用2000—2015年各工业行业全部从业人员的年末人数（单位：万人）进行衡量，具体数据来源于历年《中国工业统计年鉴》和《中国劳动统计年鉴》。（2）能源投入。选取以用标准煤法折算后的能源消费量（单位：万吨标准煤）作为代理指标，其数据来源于2001—2016年《中国能源统计年鉴》。

3.控制变量。参考辛清泉等(2007)、张会丽和陆正飞(2012)、窦欢等(2014)的研究，公司规模(Size)、成长性(Growth)、资产负债率(Lev)、公司回报率(ROA)、管理费用率(EXP)、大股东占款比例(Tunnel)、高管薪酬(Salary)都会不同程度影响企业过度投资，所以本文控制了以上变量，并且同时控制年度效应(Year)和行业效应(Industry)。具体变量名称、含义及计算方法见表2。

 

表2相关变量定义表 续表

  

变量名称变量描述过度投资水平(OVERINV)根据模型(1)回归残差取值,当残差大于0时,OVER-INV等于残差;当残差小于0时,OVERINV等于0非国有股东持股比例(Shrnonsoe_10th)前十大股东中非国有股东的持股比例之和第一大非国有股东持股比例(Shrnonsoe_1th)第一大非国有股东的持股比例非国有股东派任董监高数量(PR_djg)非国有股东派任的董事、监事及高级管理人员的总和是否派任董监高(Dumy_prdjg)虚拟变量,若PR_djg大于0,赋值为1;否则取0非国有股东派任董事数量(PR_ds)非国有股东派任的董事人数非国有股东派任监事数量(PR_js)非国有股东派任的监事人数非国有股东派任高管数量(PR_gg)非国有股东派任的高管人数公司回报率(ROA)资产回报率,净利润/总资产管理费用率(EXP)管理费用/营业收入大股东占款比例(Tunnel)其他应收款/总资产高管薪酬(Salary)薪酬最高的前三位高管薪酬的自然对数公司规模(Size)期末总资产的自然对数资产负债率(LEV)总负债/总资产成长性(Growth)(营业收入年末金额-营业收入上年年末金额)/(营业收入上年年末金额)年份(Year)虚拟变量,控制年度宏观经济的影响行业(Industry)虚拟变量,控制行业经济影响

(三)模型设定

本文借鉴刘运国等(2016)的模型设定方法构建模型(2)、模型(3)来检验假设1和假设2：

OVERINVi，t=β0+β1Shrnonsoe_10thi，t+∑Control+∑Industry+∑Year+ε

分析接触问题的数值方法大致可分为数学规划法、边界元法和有限元法等。研究表明，数学规划法和边界元法只适合于解决比较简单的弹性接触问题；而对于相对复杂的接触非线性问题，如大变形、弹塑性接触问题，有限元方法更成熟和有效。

(2)

投资本身是一项企业创造价值的活动，然而在委托代理理论的框架下，经理人的效用函数与股东目标并不完全一致，经理人为了获取私有收益，往往会进行过度投资，损害股东财富与企业价值。并且在我国国有企业中，作为国有大股东的各级国资委尽管拥有国有企业的决策控制权，但不享有对经理人实施监督所得的收益(李寿喜，2007)，即监督成本与监督收益不匹配，缺乏动机监督国企高管(罗进辉等，2008)。国有企业长期存在的“所有者缺位”，导致内部人实际控制企业较为明显，因此，管理层利用权力进行寻租的能力就会增强(谭庆美等，2015)，这就导致过度投资现象在国有企业更加明显。较弱的监督力度与过大的管理层权力使国企高管有动机并且有能力提高现金持有水平与自由现金流水平，容易产生构建商业帝国的冲动，愿意把资金投资于净现值为负的项目(Richardson，2006；石宗辉和张敦力，2017)，扩大企业规模，从而完成较为“漂亮”的业绩，获得政治晋升与较多的私有收益，比如在职消费等。

(3)

“a gesture of withdrawal”是“a small offended laugh”的同位语，即这种略显恼怒的微笑本身就是一种离开的姿态。原译却将二者处理成并列结构。

四、实证结果与分析

(一)描述性统计

表5报告了非国有股东派任人员与过度投资的多元回归结果。列(1)表明非国有股东派任董监高(Dumy_prdjg)与企业过度投资水平(OVERINV)在5%水平上呈显著的负相关关系，这表明与非国有股东未派任人员的公司相比，非国有股东派任人员可以显著降低国有企业的过度投资水平，假设2a得到验证。列(2)表明非国有股东派任的董监高(PR_djg)越多，越能抑制企业进行过度投资，假设2b得到验证。列(3)～(5)表明非国有股东派任董事(PR_ds)、监事(PR_js)和高管(PR_gg)都可以降低企业的过度投资水平，但只有派任董事(PR_ds)对过度投资的抑制作用更加显著，假设2c部分得到验证。导致该结果的可能原因是因为我国监事会“流于形式”，无法真正对公司治理产生影响(李维安和郝臣，2006)，非国有股东派任的高管也会产生委托代理问题，就导致高管 “在职消费”“懈怠”及“建造帝国”，从而使得非国有股东派任监事和高管的作用并不显著。

 

表3描述性统计

  

变量名称观测值均值标准差最小值中位数最大值OVERINV23690.090.140.000.000.64Shrnonsoe_1th23690.050.070.000.020.30Shrnonsoe_10th23690.120.110.000.080.46Dumy_prdjg23690.280.450.000.001.00PR_djg23690.901.940.000.0016.00PR_ds23690.450.980.000.007.00PR_js23690.270.640.000.004.00PR_gg23690.300.800.000.007.00EXP23690.080.050.000.070.24Salary236914.250.6311.8214.2415.89Tunnel23690.020.020.000.010.13ROA23690.040.05-0.540.040.39Size236922.431.2020.0222.2825.88Lev23690.510.200.010.521.28

(二)非国有股东持股比例、行政层级与过度投资的回归检验

表4报告了非国有股东持股比例、行政层级与过度投资的多元回归结果。列(1)表明前十大股东中非国有股东持股比例(Shrnonsoe_10th)与企业过度投资水平(OVERINV)在1%水平上呈显著的负相关关系，表明非国有股东持股比例越高，企业过度投资水平越低，非国有股东可以抑制国有企业的过度投资水平，假设1a得到验证。列(2)～(4)是根据国有企业的行政层级进行分组检验，可以发现，前十大股东中非国有股东持股比例(Shrnonsoe_10th)与企业过度投资水平(OVERINV)只有在市县级国有企业组别中显著负相关，在省级与央企中虽负相关，但不显著。这就说明，非国有股东对国有企业过度投资水平的抑制作用在市县级国有企业中更加显著，假设1b得到验证。控制变量方面，管理费用率(EXP)越高、高管薪酬(Salary)越高、公司规模(Size)越大企业过度投资水平(OVERINV)越高，而总资产收益率(ROA)越高、财务杠杆(LEV)越高则企业过度投资水平(OVERINV)越低，此结果与窦欢等(2014)的研究结论一致。

预算绩效管理过程即预算绩效目标编制、预算绩效运行监控、预算绩效评价和绩效评价结果应用等流程可依据“管理制度化，制度流程化，流程岗位化，岗位标准化，标准表单化，表单信息化”的标准构建内控落地机制，并通过外部法律法规分解，内部制度流程构建，信息系统平台实现落地，在此基础上构建总体框架（如图2）。

 

表4非国有股东持股比例、行政层级与过度投资的关系

  

变量(1)(2)(3)(4)全样本市县级国企省级国企中央企业OVERINVOVERINVOVERINVOVERINVShrnonsoe_10th-0.053***-0.076***-0.023-0.041(-2.594)(-2.616)(-0.537)(-1.053)EXP0.147***0.213***0.207**0.057(3.217)(3.248)(2.250)(0.611)ROA-0.169***-0.154*-0.001-0.230***(-3.541)(-1.770)(-0.012)(-2.906)Salary0.000***0.000***0.0000.000(3.821)(3.934)(0.015)(0.029)Tunnel0.0270.1080.1010.225(0.277)(0.760)(0.558)(1.076)Size0.066***0.066***0.057***0.077***(27.918)(16.599)(12.858)(17.977)Lev-0.525***-0.456***-0.500***-0.615***(-38.928)(-22.701)(-18.327)(-23.385)Growth0.0010.0030.0030.002(0.811)(1.210)(0.910)(0.657)常数项-1.110***-1.156***-0.861***-1.332***(-21.038)(-13.453)(-8.600)(-13.580)年度效应控制控制控制控制行业效应控制控制控制控制样本数2369988605776调整R20.4870.5000.4800.502

说明：括号内为t值，*、**、***分别表示在10%、5%、1%水平上显著，下文同。

(三)非国有股东派任人员与过度投资的回归检验

表3报告了主要变量的描述性统计结果。从表3可以看出，研究样本中的公司过度投资水平(OVERINV)的均值为0.09[注]此预测结果与向锐(2015)的结果(过度投资均值为0.085)基本一致，说明本文模型(1)的预测结果比较合理。，最大值为0.64，说明样本中各公司的过度投资水平存在较大的差异。第一大非国有股东持股比例(Shrnonsoe_1th)的均值为0.05，中位数为0.02[注]此结果与刘运国等(2016)的结果基本一致，其第一大非国有股东持股比例均值为0.049，中位数为0.023。，前十大股东中非国有股东持股比例(Shrnonsoe_10th)的均值为0.12，中位数为0.08，说明非国有股东进入国有企业的程度还不高，但是已经达到《公司法》中规定的举牌和召开临时股东大会的持股比例[注]《公司法》中明确规定“单独或合并持有公司3%以上股份的股东，可以在股东大会召开十日内提出临时提案(包括提名董事)并书面提交董事会”“单独或合并享有公司10%以上股份的股东发出请求时，公司应当在两个月内召开临时股东大会”。，可以对企业的治理产生一定的影响。非国有股东是否派任董监高(Dumy_prdjg)的均值为0.28，说明样本中有28%的公司至少派任了一名人员，但仍有72%的公司未派任人员，说明非国有股东不易将“自己人”派驻到国有企业中，参与高层治理的水平还比较低。在派任人员数量方面，派任总人数(PR_djg)的均值为0.90，还不足1人，最多的派任了16人，这说明现阶段国有企业中非国有股东参与的程度比较低，并且存在明显的差距，仍需进一步提高非国有股东的参与水平。控制变量方面基本与已有研究保持一致。

 

表5非国有股东派任人员与过度投资的关系 续表

  

变量(1)(2)(3)(4)(5)OVERINVOVERINVOVERINVOVERINVOVERINVDumy_prdjg-0.010**(-2.192)PR_djg-0.002*(-1.775)PR_ds-0.004*(-1.849)PR_js-0.004(-1.104)PR_gg-0.003(-1.313)EXP0.144***0.143***0.142***0.145***0.145***(3.161)(3.132)(3.104)(3.164)(3.177)ROA-0.174***-0.177***-0.176***-0.175***-0.177***(-3.663)(-3.709)(-3.705)(-3.686)(-3.715)Salary0.000***0.000***0.000***0.000***0.000***(3.671)(3.623)(3.579)(3.550)(3.622)Tunnel0.0340.0300.0280.0310.032(0.346)(0.310)(0.283)(0.314)(0.324)Size0.066***0.067***0.066***0.067***0.067***(27.994)(28.071)(28.046)(28.042)(28.058)Lev-0.526***-0.527***-0.527***-0.526***-0.527***(-38.960)(-39.011)(-39.015)(-38.976)(-38.994)Growth0.0010.0010.0010.0010.001(0.714)(0.767)(0.732)(0.738)(0.778)常数项-1.116***-1.122***-1.120***-1.121***-1.123***(-21.183)(-21.299)(-21.262)(-21.279)(-21.306)年度效应控制控制控制控制控制行业效应控制控制控制控制控制样本数23692369236923692369调整R20.4860.4860.4860.4860.486

(四)进一步研究

由于非国有股东之间也存在异质性，非国有股东中的机构投资者与非机构投资者本身存在较为明显的特征差异，是否更为专业的机构投资者更能有效抑制企业的过度投资水平呢？因此，本文进一步研究了非国有股东中机构投资者参与水平与过度投资的关系，表6列示了多元回归的结果。列(1)表明非国有股东中机构投资者持股比例(Shrnonsoe_jigou)与企业过度投资水平(OVERINV)在5%水平上呈显著负相关关系，这就表明非国有股东中机构投资者持股比例越高，国有企业的过度投资水平越低。列(2)表明非国有股东中机构投资者是否派任董监高(Dumy_jigou_prdjg)与企业过度投资水平(OVERINV)在10%水平上呈显著负相关关系，这表明机构投资者派任董监高能显著抑制企业的过度投资水平。

(五)稳健性检验

1.更换被解释变量的度量方法。

其中，模型(3)中PRit表示派任人员的变量，分别用派任董监高的总人数(PR_djg)、是否派任董监高(Dumy_prdjg)、派任董事的人数(PR_ds)、派任监事的人数(PR_js)、派任高管的人数(PR_gg)来替换。

杨力生问：“既然你知道大哥对你够意思，那你就表个态：你到底愿不愿意嫁给我呢？”说完，他的心就像火盆那样热，急等着李秀花给他个满意的答复。

(1)更换预测公司正常投资水平的模型。借鉴胡诗阳和陆正飞(2015)、窦欢等(2014)的方法，选用Biddle等(2009)的模型估计企业的正常投资水平，从而度量企业过度投资水平，记为OVERINV_1。回归分析结果如表7所示，与前文结论一致[注]稳健性检验部分由于篇幅有限，未报告控制变量的回归结果，根据未报告的结果可以发现，控制变量的结果与原文没有实质性差别。。

 

表6非国有股东中机构投资者参与水平与过度投资的关系

  

变量(1)(2)OVERINVOVERINVShrnonsoe_jigou-0.071**(-2.164)Dumy_jigou_prdjg-0.008*(-1.732)EXP0.146***0.145***(3.008)(3.184)ROA-0.176***-0.176***(-3.527)(-3.704)Salary0.000***0.000***(3.386)(3.560)Tunnel-0.0110.031(-0.105)(0.313)Size0.068***0.066***(27.581)(27.916)Lev-0.544***-0.526***(-37.815)(-38.948)Growth0.0020.001(0.994)(0.705)常数项-1.150***-1.117***(-20.813)(-21.168)年度效应控制控制行业效应控制控制样本数23692369调整R20.4910.486

 

表7稳健性检验：更换预测公司正常投资水平的模型

  

Panel A: 非国有股东持股比例与过度投资变量(1)(2)(3)(4)全样本市县级国企省级国企中央企业OVERINV_1OVERINV_1OVERINV_1OVERINV_1Shrnonsoe_10th-0.041***-0.060***-0.023-0.032(-4.428)(-4.511)(-1.215)(-1.549)其他变量控制控制控制控制年度和行业控制控制控制控制样本数2369988605776调整R20.4680.4790.4600.490Panel B: 高层治理与过度投资变量(1)(2)(3)(4)(5)OVERINV_1OVERINV_1OVERINV_1OVERINV_1OVERINV_1Dumy_prdjg-0.005***(-2.660)PR_djg-0.001***(-2.833)PR_ds-0.003***(-3.276)PR_js-0.002(-1.498)PR_gg-0.002(-1.508)其他变量控制控制控制控制控制年度和行业控制控制控制控制控制样本数23692369236923692369调整R20.4650.4650.4660.4640.464

(2)更换过度投资的度量方法。Richardson(2006)的一个假定是上市公司整体投资行为正常，不存在系统性投资过度和投资不足现象，然而实际并非如此，所有公司均存在非效率投资情况(白俊和连立帅，2014)。因此，为了避免投资效率模型的系统性偏差，本文借鉴白俊和连立帅(2014)、李延喜等(2015)的做法，将模型(1)的残差按大小等分为三组，将残差最大的一组作为过度投资组，为OVERINV_2赋值为1，其余两组赋值为0。与前文结果没有实质性差异。

(3)更换新增投资额的度量方法。借鉴江轩宇和许年行(2015)、董红晔和李小荣(2014)的变量定义，重新定义INV=(固定资产、在建工程及工程物资、长期投资和无形资产的净值增加额)/年初总资产，重新估计企业的过度投资水平，记为OVERINV_3。前文结论仍然成立。

2.更换解释变量度量方法。选用第一大非国有股东持股比例(Shrnonsoe_1th)作为解释变量的替代变量，回归结果如表8所示，结果与前文没有实质性差异。

 

表8稳健性检验：解释变量为第一大非国有股东持股比例

  

变量(1)(2)(3)(4)全样本市县级国企省级国企中央企业OVERINV_2OVERINV_2OVERINV_2OVERINV_2Shrnonsoe_1th-0.066**-0.069*-0.033-0.072(-2.068)(-1.724)(-0.468)(-1.235)其他变量控制控制控制控制年度和行业控制控制控制控制样本数2369988605776调整R20.4860.4980.4800.502

3.增加模型控制效应种类。由于不同地区之间的投资水平存在差异性，因此，本文借鉴詹雷和王瑶瑶(2013)的模型设置方法，在模型(2)、模型(3)中加入地区虚拟变量，以控制地区效应对本文结论的影响，与前文结论基本一致。

4.内生性问题的缓解。尽管前文的分析能为非国有股东抑制国有企业过度投资水平提供一定的证据，但是，这里必须考虑可能存在的内生性问题。如果在企业日常经营过程中，那些本身过度投资水平较高的国有企业的非国有产权被转让更多的话，那么，前文中非国有股东持股比例(Shrnonsoe_10thit)与过度投资水平(OVERINVi，t)的负相关关系，就并不完全代表非国有股东对国有企业过度投资水平的抑制作用。为了缓解可能存在的内生性问题，将自变量非国有股东持股比例(Shrnonsoe_10th)滞后一期，因为当期的过度投资水平不可能影响上期的股权结构，再对模型(2)进行回归，回归结果如表9所示。可以发现，在使用滞后一期的非国有股东持股比例(Shrnonsoe_10thi，t-1)进行回归后，结果与前文基本保持一致。

 

表9稳健性检验：非国有股东持股比例滞后一期

  

变量(1)(2)(3)(4)全样本市县级国企省级国企中央企业OVERINV_3OVERINV_3OVERINV_3OVERINV_3Shrnonsoe_10tht-1-0.035**-0.048**-0.016-0.050(-2.090)(-1.993)(-0.410)(-1.575)其他变量控制控制控制控制年度和行业控制控制控制控制样本数2043902546595调整R20.4940.5060.4880.512

五、结论与启示

随着两权分离和现代企业制度的建立，国有企业中严重的代理问题所导致的一系列经济后果日益凸显。党的十八届三中全会中明确提出，要通过积极推动混合所有制改革来深化国有企业改革，实现国有企业的保值增值目标。由此可见，在当前阶段，混合所有制改革是新一轮国企改革的重中之重。发展混合所有制改革的主要手段之一是通过引入非国有资本，改善国有企业的运营效率和公司治理质量。已有研究已经发现非国有股东参与国有企业公司治理可以明显提高国有企业的经营绩效、会计信息质量、内部控制质量等，但研究非国有股东是否可以抑制国有企业的过度投资行为的相关文献较为匮乏。

本文以2010～2016年沪深A股竞争类国有企业上市公司为研究对象，考察了非国有股东与国有企业过度投资水平之间的关系。研究发现：(1)非国有股东可以抑制国有企业的过度投资水平，非国有股东持股比例越高，国有企业过度投资水平越低；非国有股东的抑制作用在市级国有企业中更加显著。(2)非国有股东派任董监高与国有企业的过度投资水平显著负相关；非国有股东派任董监高的人数越多，国有企业过度投资水平越低；单独来看，非国有股东派任董事的治理作用更加显著。(3)进一步研究发现，非国有股东中机构投资者持股比例越高、派任董监高，国有企业过度投资水平越低。

免疫介导的药物性肝损伤(immune-mediated drug-induced liver injury，IM-DILI)是药物性肝损伤(drug-induced liver injury, DILI)的一种特殊类型，临床较少见且易与其他疾病混淆。本文报告我院1例经临床生化检查、肝穿刺活检和随访后诊断的IM-DILI，并进行相关文献复习，以帮助临床对IM-DILI进行诊断和鉴别诊断，避免不必要的长期激素治疗。

根据研究结论，本文主要有以下几点启示：第一，在新一轮的国有企业改革中，应注重积极引入非国有资本，充分发挥非国有股东的治理作用。第二，应注重保障非国有股东在国有企业治理结构中的合法权益，保证“同股同权”，使得非国有股东可以通过积极行使各项权力，向国有企业高层治理中派任代表自身利益的人员。第三，在积极引入非国有资本的同时，注重机构投资者的治理作用。与非机构投资者不同，机构投资者拥有更为专业的知识，更多的精力，更为优质的资源，能起到更为有效的监督与治理作用。

主要参考文献

白俊，连立帅.2014.国企过度投资溯因：政府干预抑或管理层自利.会计研究，2：41—48。

曾诗韵，蔡贵龙，程敏英.2017.非国有股东能改善会计信息质量吗？——来自竞争性国有上市公司的经验证据.会计与经济研究，4：28—44。

董红晔， 李小荣. 2014. 国有企业高管权力与过度投资. 经济管理， 10：75—87。

窦欢，张会丽，陆正飞.2014.企业集团、大股东监督与过度投资.管理世界，7：134—143。

胡诗阳，陆正飞.2015.非执行董事对过度投资的抑制作用研究——来自中国A股上市公司的经验证据.会计研究，11：41—48。

江轩宇，许年行.2015.企业过度投资与股价崩盘风险.金融研究，8：141—158。

李建英，赵美凤，周欢欢.2017.股权制衡、管理者过度自信与过度投资行为.经济与管理评论，4：48—54。

李维安，王世权.2005.中国上市公司监事会治理绩效评价与实证研究.南开管理评论，8(1)：4—9。

李文贵，余明桂.2015.民营化企业的股权结构与企业创新.管理世界，4：112—125。

刘孟晖.2011.内部人终极控制及其现金股利行为研究——来自中国上市公司的经验证据.中国工业经济，12：122—132。

刘星，刘伟.2007.监督，抑或共谋？——我国上市公司股权结构与公司价值的关系研究.会计研究，6：68—75。

刘运国，郑巧，蔡贵龙.2016.非国有股东提高了国有企业的内部控制质量吗？——来自国有上市公司的经验证据.会计研究，11：61—68。

马连福，王丽丽，张琦.2015.混合所有制的优序选择：市场的逻辑.中国工业经济，7：5—20。

潘红波，夏新平，余明桂.2008.政府干预、政治关联与地方国有企业并购.经济研究，4：41—52。

石宗辉，张敦力.2017.自由现金流动态治理与企业可持续创新.郑州航空工业管理学院学报，4：98—105。

谭庆美，陈欣，张娜，董小芳.2015.管理层权力、外部治理机制与过度投资.管理科学，4：59—70。

唐国平，谢建，肖翰.2014.管理层能力与企业现金持有.会计论坛，2：3—20。

汪平，邹颖，兰京.2015.异质股东的资本成本差异研究——兼论混合所有制改革的财务基础.中国工业经济，9：129—144。

王茂林，何玉润，林慧婷.2014.管理层权力、现金股利与企业投资效率.南开管理评论，2：13—22。

王世权，宋海英.2011.上市公司应该实施独立监事制度吗？——来自中国证券市场的证据.会计研究，10：69—76。

魏明海，柳建华.2007.国企分红、治理因素与过度投资.管理世界，4：88—95。

辛清泉，梁政山，郭磊.2013.非控股股东派驻董事与国有企业总经理变更研究.证券市场导报，4：45—49。

辛清泉，林斌，王彦超.2007.政府控制、经理薪酬与资本投资.经济研究，8：110—122。

詹雷，王瑶瑶.2013.管理层激励、过度投资与企业价值.南开管理评论，3：36—46。

张功富，宋献中.2009.我国上市公司投资：过度还是不足？——基于沪深工业类上市公司非效率投资的实证度量.会计研究，5：71—79。

张会丽，陆正飞.2012.现金分布、公司治理与过度投资——基于我国上市公司及其子公司的现金持有状况的考察.管理世界，3：141—150。

张兆国，刘亚伟，亓小林.2013.管理者背景特征、晋升激励与过度投资研究.南开管理评论，16(4)：32—42。

周军.2017.国企高管权力与企业过度投资.中南财经政法大学学报，5：148—156。

周伟贤.2010.投资过度还是投资不足——基于A股上市公司的经验证据.中国工业经济，9：151—160。

祝继高，叶康涛，陆正飞.2015.谁是更积极的监督者：非控股股东董事还是独立董事.经济研究，9：170—184。

Biddle， G. C.， G. Hilary， &R. S. Verdi. 2009. How does financial reporting quality relate to investment efficiency? Journal of Accounting &Economics， 48(2-3)： 112-131.

Easterbrook， F. H. 1984. Two agency-cost explanations of dividends. American Economic Review， 74(4)： 650-659.

Higgins， R. C.， &L. D. Schall. 1975. Corporate bankruptcy and conglomerate merger. Journal of Finance， 30(1)： 93-113.

Jensen， M. C.， &W. H. Meckling. 1976. The theory of the firm： managerial behavior， agency costs and ownership structure. Journal of Financial Economics， 3(4)： 305-360.

Jensen， M. C. 1986. Agency costs of free cash flow. American Economic Review， 76(2)： 323-329.

Officer， M. S. 2011. Overinvestment， corporate governance， and dividend initiations. Journal of Corporate Finance， 17(3)： 710-724.

Richardson， S. 2006. Over-investment of free cash flow. Review of Accounting Studies， 11(2)： 159-189.