经理任期、声誉效应与过度投资
经理任期、声誉效应与过度投资*——U型理论与经验证据
米运生 杨天健 石晓敏 李宇豪
[提 要]声誉效应可以缓解代理冲突并抑制过度投资，但其效果却随任期期限临近而衰退。本文理论分析了企业过度投资与经理任期之间的U型关系。以中国A股上市公司为样本，运用门限自回归实证模型，进行实证分析。本文研究发现：作为声誉效应的代理变量，经理任期对过度投资的影响呈U型。在经理任期达到特定门限值42个月之前，经理任期与过度投资呈负相关关系。在门限值之后，声誉效应逐渐失去作用，随着经理任期的增加，过度投资程度提高。
[关键词] 经理任期；声誉效应；过度投资；U型关系；门限自回归模型
一、引言
企业被认为是一系列契约的联结：通过契约，企业对外联结市场，对内实现对资本、劳动和企业家才能等生产要素的统一配置。就后者而言，资本与企业家的契约尤为重要。一方面，企业是投资和资本形成的最重要主体。在公司治理结构中，经理的职能是提议与实施。具体来说，企业家在资本形成等方面拥有提议和决策实施的重大权利。经理决策如此重要，但因企业家才能天然的模糊性和经理行为“可观察而不可证实”，经理契约却往往是不完全的。经理掌握投资等有关企业经营状况的私人信息，但经理决策行为可观察而不可证实。在所有者或股东与经理利益不一致时，利益与权利(即剩余控制权和剩余索取权)的非对称性安排，使经理可能因一己之私利而违背股东利益，并使公司价值低于正常水平。代理冲突问题便出现了(Jensen，1986)。经理的投资决策直接关系到委托者或股东的基本利益和企业的长期发展，但代理冲突的典型形式却是过度投资。过度投资往往是职业经理人和所有者之间委托代理问题所产生的一种代理成本(Stulz，1990)。过度投资背离了效率最大化的原则，浪费了社会财富，影响了企业效率。
为抑制经理道德风险带来的过度投资问题，通常方案是加强监督与实施高能激励。然而，显性激励无法回避一个重要缺陷：其激励效应都会在经理任职期满之后，大幅度贬值甚至消失。考虑到经理契约不完全性这个不可回避的客观事实，在显性激励不足时，有必要通过引入声誉效应这种隐性机制来缓解因代理冲突而引发的过度投资。声誉机制所引入的动态激励，可诱使经理进行更有效的投资决策。不过，声誉效应也存在天然的缺陷：如果存在固定任期的话，其激励效应可能在前期有效，而在后期逐渐失效。这显然是一个非常普遍的现实问题。遗憾的是，纵观现有文献，却鲜见诠释该现象的基本原理，亦未提供相关的经验证据。本文将基于声誉效应的基本原理和动态激励的局限性，就经理任期与过度投资之间的关系问题，进行理论推演，提出U型理论假说，并利用上市公司数据提供经验证据。
二、文献综述
(一)信息不对称下的代理冲突与过度投资
环境不确定性、有限理性、供需结构矛盾性、人力资本产权界定不完整性和管理层过度自信等诸多因素，都可能引发过度投资问题。现有文献尽管对过度投资的诱因提出了不同观点，但学者们仍然认为不能忽略信息的关键性作用(王克敏等，2017)。企业所有者与代理人之间也存在着信息非对称问题。经理人和企业所有者存在着天然的代理成本。股东希望代理人能努力工作，但同时能尽可能少地给付工资。代理人希望获得更多的报酬而尽可能少的工作。考虑到政府干预、监管体制不完善、公司治理机制不完善和信息披露机制缺陷等因素，我国企业的过度投资问题尤其严重(陈胜蓝和魏明海，2006；柏培文和许捷，2017；邓路等，2017)。
(二)声誉机制的引入及其对过度投资的市场化抑制
为缓解代理冲突并抑制过度投资问题，除通过完善公司治理结构、加大监督力度之外，以股票、股票期权和绩效相关的薪酬体系等激励机制被大量使用(Datta et al.，2010)。因为显性激励会随着经理退休而快速递减等因素，公司仍然被过度投资问题所困扰。为此，Fama(1980)主张，在完全有效的市场中，从长期博弈看，即使在显性激励缺失时，隐性激励契约同样可以起到激励经理人的效果。职业经理人会为了在经理人市场上建立良好的声誉、提高自身未来的人力资本价值而努力地工作。声誉效应作为隐性激励成为显性激励的替代品，可以实现在长博弈期间抑制经理人道德风险和过度投资。Holmstrom(1982)引入委托代理理论，创造了经典的“代理人市场—声誉模型”：声誉能够通过约束和激励机制，代替显性激励契约而抑制过度投资。
(三)经理任期与过度投资
对声誉的重视使学者逐渐开始关注任期这一重要的经理特征因素，并由此引发了大量研究。既然经理的个人特征和背景会对其进行企业战略选择和投资决策的时间产生深远的影响，那么任期和年龄等因素也可能产生相应的影响。有学者认为，基于“声誉与职业生涯考虑”的视角，相较于年老的经理，年轻的经理往往更在意声誉(袁春生等，2008)。拥有更高声誉的独立董事更加关注他们的职业生涯(Jiang et al.，2016)。CEO在任职初期(前三年)和离任前一年会更多地隐藏坏消息(许言等，2017)。同时，在市场出现不确定性时，新任CEO会试图影响市场对其自身的看法，并注重在经理人市场中的声誉(Ali & Zhang，2015)。有学者进一步指出，经理任期也影响着公司绩效与过度投资水平。孟庆斌等(2015)认为，经理对留任的期待所产生的声誉效应可以缓解代理冲突并在一定程度上抑制过度投资问题。基于“管理者权力”的视角，李培功和肖珉(2012)发现，管理者任期过长的国有企业，过度投资问题更加严重。基于“管理知识与技能”的视角，韩庆潇等(2017)指出，高管团队任期异质性对企业创新效率有负面影响。Jiraporn et al.(2005)则证明了“短期限决策”的存在：即将离任的经理人往往不考虑其职业生涯与声誉。因此，经理人的任期往往直接影响经理的声誉。Mannix & Loewenstein(2007)的研究表明，剩余任职年限对经理人的投资决策存在影响，即将离任的经理人更喜欢进行短期收益高的投资决策。Dechow & Sloan(1991)也发现，在经理人任职期末，经理人做出的短期投资决策会多于长期投资决策。张兆国等(2017)更是指出，董事长既有任期与企业创新绩效可能呈现倒U型关系。
学者已对经理人的过度投资原因、经理任期与声誉以及对过度投资的影响进行了大量研究。多数文献基于现象而观察到任期与过度投资的相关性，而且也意识到了声誉有效性及局限性。如果将现有研究所发现的不同现象加以综合考察的话，如下观点似乎呼之欲出：经理在任期前期，往往会通过谨慎投资促进绩效进而增加其自身的声誉；随着任期接近退休期，经理人往往更偏好短期投资，过度投资也随之增加。遗憾的是，对于这些隐藏在现象之中的重要思想，现有文献并没有基于经理契约的不完全性和声誉效应的基本原理，基于严格的逻辑证明而提供科学的解释。相关的实证分析，大都是基于不同群体(如年龄和任期)的横向比较而非对同一主体的纵向考察。由于采用了线性模型，这些文献也未能准确刻画出声誉效应实际可能存在的门限特征。此外，对于信息不对称下的经理契约不完全性及其影响过度投资的发生机制问题，也需要进一步探索。为弥补上述不足，本文将基于不完全契约和声誉效应的基本原理，理论上提出经理任期与过度投资之间的非线性关系，并通过门限自回归模型提供经验证据。
三、理论分析与研究假说
(一)企业的性质与契约的不完全性
未来充满了不确定性，当事人也可能是有限理性的，这造成了交易契约的不完备性(Christensen et al.，2016)。然而关系性投资有套牢的风险，制定完备契约将耗费较高费用等，造成契约执行过程中有可能被套牢(Grossman & Hart，1986)。与此同时，执行不完备契约时，存在第三者很难证实的情况以及造成一些剩余权利。这表明所有权的重要性。企业是市场的替代物，企业的目的是解决契约不完备性。然而，一旦契约尚未完全地展现出和交易相关的各种可能性和任何状态下契约各方的权责，该企业可被视为不完备契约(Hart，1995)。企业契约的不完全性，体现在经理的私人信息方面。经理一方面是合约受益者，另一方面也是剩余受益者。债权人和经理、股东、员工同样对于企业享有共同治理的权利。然而债权人的性质比较特殊。作为“合约受益者”，债权人可以依据事先约定的合同。如此，经理以及债权人双方组成契约，经理具备双重属性，而债权人仅仅具备单重属性。这就造成经理以及债权人双方在企业信息方面的不对称。再考虑到不完全信息和不完全契约的多重作用，所有者、代理人两者目标不同，效用函数存在冲突。经理契约呈现出不完备的特点。在这项契约中，经理人会通过控制董事会来设计符合自身利益的绩效激励契约，因此经理属于不完备契约中的合约受益人(Core & Larcker，2002)。在委托人难以对代理人进行监督或者监督机制不完善、监督成本高的背景下，存在利益的灰色地带。职业经理人作为代理人可以通过自己的事实控制权来谋取私利。主要表现形式之一就是通过行使自身的投资决策权来获得自己希望得到的利益。此时，经理人可能背离公司利益，从而诱发过度投资。
(二)契约不完全性与声誉效应
当契约不完全时，第三方强制的执行机制失灵了。当事人诉诸以声誉效应为代表的自我履约机制。自斯密以来，声誉机制的重要性一直得到学者的广泛认同。契约的有效执行离不开声誉这种重要机制的保证(Telser，1980)。合同的双方虽然清楚地知道对方是“理性人”，追求自身的利益最大化，但考虑到声誉以及未来的收益，即使交易中含有潜在的机会主义行为也会继续下去，因为双方均不愿因违约而影响自己的声誉，进而影响未来的潜在收益。声誉机制，是使得行为主体经过整体考虑后，为了维护长期稳定的合作关系而倾向于放弃短期的利益这样一种行为机制。作为“隐性激励机制”，声誉能够代替显性激励契约，从激励和约束两方面影响代理人行为。
依据有效契约理论可知，一旦双方的信息并不存在失真时，对于当事人双方来说，即不存在道德风险问题，同样不会存在逆向选择问题。基于上述的条件全部满足，那么资源分配是最有效的。不过，实际中的契约会存在各个方面的问题。结合契约不完整的常见现象，那么契约当中的大部分则存在着某种层面上的无效。这可根据企业组织逐步创建到稳定之思路来分析。确保一个企业能得以顺利运作，依靠的是法定契约或者是其他契约。当然还存在着无形契约。这类契约以隐藏方式存在且与正规契约对立。这对于企业制度朝着良性的方向发展具有特殊的意义。隐形或内隐契约的存在具有普遍性。它能帮助企业规避风险，其根本原因在于能起到积极的激励作用。
(三)经理任期、声誉效应及其诱发过度投资的作用路径
考虑到契约的不完全性，人们希望通过内在声誉效应的内隐契约来遏制代理冲突。声誉是经理人市场上衡量经理履约能力的重要指标。经理声誉是在契约不完整机制下对显性机理的一种合理替代，具有“隐性激励”机制的特点。经理人市场的激烈竞争是促使经理人努力工作、提高自身管理水平的重要原因。对于企业高管来说，通过当期的努力工作而带来的产出提升可以向市场释放自己的能力信息，从而在经理人市场获得更高的声誉。声誉效应会影响决策者在投资决策中的偏好。当声誉效应失效时，决策者不会纠正其自身错误决策(Dickhaut，1989)。声誉也存在缺陷。由于经理人市场的竞争性，经理在其任期初期，往往更加在意其声誉，从而谨慎投资。而越接近退休年龄，其声誉机制的作用逐渐削弱。考虑一个经理人市场，供给方是职业经理人，需求方是上市公司。假设上市公司在t=0时，企业的总投资额为Itotal，其由三部分组成:(1)维护性投资Im，即为保持企业原生产效率、销售收入和净利润所需进行的资产支出，即弥补当期的折旧摊销产生的资本支出。(2)增长机会投资Ig，即企业在市场中可见的增长机会的投资，且该项目的NPV>0。(3)异常投资Iab，异常投资可能为正或负值。正值表示过度投资，负值表示不足投资，本文中研究的是企业过度投资的情况，因此假设Iab≥0，即表示为Iover。
假设企业在t=0时，进行维护性投资之后，企业内部有剩余资金m，计划投资Ig和Iover。在t=1时，投资Ig的投资收益为π1，投资Iover的投资收益为:
(1)
式中，0<β<1，表示投资收益递减。在有限责任制度的安排下，α≥0，定义R为投资收益率，则显然，R≥1时，表明投资有效率。
假设企业原有业务利润为π0，则t=1时，企业的利润函数为：
(2)
式中，ε～N(0，σ2)，表示市场干扰项。假设企业经理的薪酬由两部分组成，一部分为固定薪酬W0，另一部分为业绩薪酬bπ(0<b<1)，则经理的薪酬函数为:
(3)
经理的过度投资收益为根据上述参数假定，如果经理不进行过度投资，则企业的效用函数为：
U0=π0+π1-W0-b(π0+π1)
(4)
如果进行过度投资，则企业的效用函数为：
U1=π-W
(5)
不完全契约中经理的违约行为或违约倾向，其判断标准在于将违约收益与违约成本相比较，在经理认为过度投资带来的收益大于声誉效应时，理性的经理人会做出过度投资的决策。
假设经理在第t期未做出过度投资决定，则其薪酬为：Wt=W0+wt，其中wt=b(π0+π1)。如果经理做出过度投资决策，则其t期的薪酬为：Wt=W0+wt+φ(I)，表明经理在第t期会有φ(I)的额外收入。相应，在第t+1期，经理因过度投资的决策被董事会觉察而被解雇，同时损失了任期结束时期之后在经理人市场上的竞争力与收入。
为了简化模型，假设Wt=W0+wt，π0(t)为经理在第t期时进行过度投资的所得收益，πr(t)为第t期时经理的声誉效应。具体表现为：
πo(t)=bαIover
(6)
(7)
期初πr(t)>π0(t)，表明声誉效应大于过度投资带来的收益，经理不会进行过度投资。
模型可以概括为：声誉作为一种经济概念，是指观测与实际之间的价值差(Washington & Zajac,2005)。经理人的声誉价值体现为未来收入的现值。随着经理任期的增加，声誉价值逐渐降低。当声誉价值低于过度投资所带来的收益时，经理会选择过度投资，并使过度投资被观测到。此时观测与实际之间的价值差将不存在，经理失去其声誉价值。因此本文提出如下假说：
假说H1 经理任期作为声誉价值的体现，在达到门限值之前，可以持续抑制企业的过度投资，即随着经理任期的增长，过度投资的水平会降低。
随着声誉价值的逐步减小，在第t0期时，声誉价值与过度投资的收益曲线相交，此时在t0后的决策期，有πr(t)<π0(t)，声誉价值小于过度投资带来的收益。此时声誉效应失效，经理会采取过度投资的决策(见图1)。
（4）人为信任。人为信任包括身份认证和证书等其他事先约定的信任。无论是在传统的一致性算法还是在区块链共识算法中都十分常见。分布式系统中的管理员是身份认证的典型代表。在区块链中一些联盟链需要证书认证都基于此种信任。基于人为信任会极大影响区块链的去中心化程度，但由于事先约定的缘故，不需要大量资源换取信任，是代价最小的一种方式，同时可能换取效率的提升。
假说H2 经理任期作为声誉价值的体现，在达到门限值之后，不能再抑制企业的过度投资，即随着经理任期的增长，过度投资的水平会提高。
图1 声誉效应与过度投资
四、过度投资的测算与检验
针对理论假说，使用上市公司的数据来提供进一步的经验证据。数据来源于2007—2014年中国在沪深两市主板上市企业的年度报表。由于《新会计准则》于2007年开始实施，且衡量过度投资指标使用的预期投资模型中涉及滞后期的概念，需要通过实际值与回归值对比。参照粟芳和初立苹(2017)的数据筛选方法，最终数据年度区间为2007—2014年。剔除具有空缺值的上市公司，并对前后1%的数据进行缩尾处理，最终选定A股上市公司1 713家。
首要任务是观察过度投资的存在性问题。过度投资通常是指超过维持性投资和能带来正净回报投资的那部分投资(Richardson，2006)。采用Richarson(2006)所提出的预期投资模型来对企业的实际投资和预期投资进行拟合，并利用其残差测度过度投资的存在性。该模型由本年度新增投资、模型拟合所得的预期投资和残差值过度投资三部分组成，其具体函数表达式如下：
Inew,i,t=β0+β1Sizei,t-1+β2Levi,t-1+β3Inew,i,t-1
+β4Cashi,t-1+β5ROEi,t-1+β6ROAi,t-1
+β7Oppi,t-1+β8Durationi,t-1+εi,t-1
(8)
式(8)中各个变量如表1所示。
表1 预期投资模型变量符号及定义
早期学者在定义成长函数Opp时，往往以托宾Q值来反映企业发展速度。该方法有一定缺陷：上市公司数据库中关于企业重置成本等数据存在缺失等问题，从而影响托宾Q的数据质量。本文利用主成分分析法构建公司成长性函数，可以更好观测企业在一定营业时期内的经营水平变化情况。
构建成长性函数时，分别选择四个成长性比率作为衡量企业成长性的指标：总资产增长率、固定资产增长率、主营业务增长率、主营利润增长率。在进行主成分分析后，得出企业的成长性函数的具体数值。其函数形式为：
(9)
V=∑α×Fn
(10)
式中，Gi代表的是四个因子，分别为总资产增长率、固定资产增长率、主营业务增长率和主营利润增长率；Ai，j为系数矩阵；Fn代表四个成分所共同拥有的公共因子。
计算得出主成分一般模型如下所示：
F1,2008,j=0.707 2×G12008,j
+0.703 7×G22008,j
+0.063 6×G32008,j
+0.025 5×G42008,j
(11)
F2,2008,j=0.003 5×G12008,j
+(-0.092 4)×G22008,j
+0.701×G32008,j
+0.707 1×G42008,j
(12)
F2008,j=
×F2,2008,j
(13)
式(13)计算所得的F值即为综合主成分值，代表了上市企业的成长性指标Opp。使用面板数据拟合过度投资指标，使用霍斯曼检验确定模型适用于哪种个体效应(见表2)。
表2 霍斯曼检验结果
根据表2可知，霍斯曼检验的结果可得卡方统计量的值为2 396.95，自由度为9，其P值为0.000 0，P值小于0.05的情况下，证明5%的显著水平上可以拒绝模型存在个体随机效应的原假设，因此本文将选择固定效应对面板进行回归。表3展示了Richardson(2006)预期投资模型的回归结果。
表3 Richardson(2006)预期投资模型回归结果
注：***，**和*分别表示在1%，5%和10%水平上显著，下表同。
将年度新增投资量作为被解释变量，研究公司规模、资产负债率等指标的影响。主要目的是计算预期投资额与新增投资额的差值，并将残差作为过度投资的程度反映出来。从表3可以看到，上市时间、上年新增投资、资产负债率、公司成长函数、自由现金流指标都在1%的水平上显著。公司上市时间与本年度新增投资存在正相关关系。公司的上年度新增投资与本年度新增投资呈显著的正相关关系，上年度新增投资越多，则本年度新增投资也越多。自由现金流与本年度新增投资呈显著的正相关关系，上年度自由现金流越多，本年度新增投资越多。公司规模自由现金流与本年度新增投资呈显著的正相关关系，公司规模越大，本年度新增投资越多。成长性指标Opp对新增投资的影响成正相关，但显著性不足。这可能是计算方式存在一定缺陷。整体模型的F值为4 987，p值为0.00，R-squared为0.81，模拟整体拟合程度良好。因此，利用以上述模型回归得到的残差作为过度投资程度的衡量指标是可接受的。
五、门限效应实证分析
(一)模型与变量说明
利用门限自回归模型TAR(Threshold Autoregressive Model)来验证理论假说。该模型由Hansen(2000)将门限思想推广到面板数据，提出了门限面板模型。具体模型如下：
lnYi,t=α11tenurei,t-1(tenurei,t-1<γ1)
+α12tenurei,t-1(tenurei,t-1≥γ1)
+αiXi,t+εi,t
(14)
被解释变量方面，选择过度投资(Y)研究声誉效应对过度投资的影响。过度投资是指经理出于某种原因，采用了背离企业价值最大化目标的投资项目，特别是NPV<0的投资机会，令企业的资金配置效率降低的无效率投资。过度投资在长期过程中会损害企业价值，降低资产配置效率。本文采用Richardson(2006)的预期投资模型来衡量过度投资水平，并且以托宾Q进行比较。
本文选用经理任期作为核心自变量，同时它也是门槛变量。经理任期利用总经理在公司的已任职时间计算，单位为月。控制变量方面，本文参考杜兴强等(2011)，选用董事长与经理人是否为同一人、公司规模、企业自由现金流、第一大股东持股比例、资产负债率、是否有政治关联、企业营业收入增长率与行业虚拟变量作为控制变量，同时补充经理人年龄与性别反映经理的个人特征，补充净资产收益率反映企业财务状况。其中,政治关联的定义为是否具有政治身份，包括各级(国、省、市、县)人大代表或政协委员。模型所涉及的变量如表4所示。
表4 变量说明
(二)门限效应分析及结果说明
首先进行门限效应检验。假定使用主成分分析法计算出的过度投资程度衡量指标作为公司成长性指标的模型为模型1。为了减少模型指标选择上的依赖性等问题，另外使用托宾Q计算作为公司成长性指标，假定其为模型2。表5报告了模型1门限效应检验结果。
表5报告了多重门限存在性检验：F值为22.200，P值为0.070，该统计量在10%置信水平上显著，拒绝原假设。表6报告模型2门限效应检验结果。
表6报告了多重门限存在性检验：F值为17.230，P值为0.080，该统计量在10%置信水平上显著，拒绝原假设。表5和表6的检验结果表明：模型存在一阶段门限，而二阶段和三阶段门限值无法通过F检验。模型并不存在多重门限效应，符合本文所推导的单门限效应。具体来说，经理任期对过度投资的门限效应，可见表7。
表7报告了单门限模型门限值的估计结果：门限值为42个月，在10%水平上显著。表8报告了单门限模型的参数估计结果。
表5 模型1多重门限回归F检验结果
说明：检验结果采用“Bootstrap法”模拟300次得到结果,显著性水平为1%。
表6 模型2多重门限回归F检验结果
说明：检验结果采用“Bootstrap法”模拟300次得到结果,显著性水平为1%。
表7 门限值估计
表8 单门限模型参数估计结果
从表8可知，整体回归的P值均为0.000，两个模型整体上是可信的,且结果基本相同。综合两个模型结果来看，控制变量中，经理年龄在1%的置信水平上显著，并且与过度投资水平呈正相关关系。经理性别在5%的显著性水平上显著，说明男性相较于女性更容易做出过度投资决定。公司规模在10%的显著性水平上显著，说明较大规模公司过度投资的可能性更高。杠杆率在1%的显著性水平上显著，说明杠杆率高的公司过度投资的概率更高。政治关联分别在10%和5%的显著性水平上显著，说明有政治关联的公司过度投资的可能性会增大。上市时间在1%的显著性水平上显著，说明上市时间越久，公司过度投资可能性越大。营业收入增长率分别在10%与5%的显著性水平上显著，且为负值。同时，公司净资产收益率与过度投资呈现显著的负相关。
核心解释变量及门限变量经理任期在门槛值两侧分别在1%与5%的置信水平上显著，并且在门限值前半部分的系数为负数。这说明经理任期与过度投资呈负相关。在这个阶段，随着经理任期的延长，可以降低企业过度投资的可能性，提高企业的投资效率，证明了假说1。在门限值后半部分，经理任期与过度投资呈正相关关系，此时随着经理任期的提高，经理对企业的掌控力提高，过度投资水平也有上升的趋势，企业的投资效率降低，证明了假说2。需要指出的是，本文旨在指出门槛值的存在以及门槛值两侧经理任期与过度投资的关系，测定的门槛值42个月仅仅是一般的、平均意义的情况，而各个公司的门槛值是根据各自的特点所决定的。
(三)稳健性检验
现实中，门槛的形成可能是一个平滑转换、渐变的过程，而非瞬间完成。为减少模型设定带来的误差等问题，本文使用PSTR模型即面板数据平滑转换模型再次验证两个假说。通常，最基本两体制的PSTR模型设定形式为：
γ, c)+uit
(i=1,…,N,t=1,…,T)
(15)
其中：
g(qit; γ,
(γ>0, c1≤c2≤…≤cm)
(16)
式中，N表示数据中截面的个体数量；T表示为时间的跨度；g(qit;γ,c)表示为转换函数。
综合模型的非线性和位置参数的异质性检验结果可知，应该选取m=1,r=1来构造PSTR模型。[注] 限于篇幅，没有以表格形式给出PSTR模型的非线性检验和位置参数的异质性检验(依据AIC与BIC准则)。若读者感兴趣，欢迎来信索取。表9展示了经理任期变量的系数随着经理任期增加在两个阶段的变化。该模型测定的门槛值为36.036月，较TAR模型测定结果偏低，但较为相近。
表9 PSTR模型参数估计结果
说明：表9中的数值为参数估计结构，括号内为其标准误与t统计量。
从表9来看，在任期低于36.036个月的第一阶段，任期的系数为负值，此时随着任期的增加，声誉效应对过度投资起着抑制作用。在超过36.036个月后，声誉效应失效，此时随着任期增加，过度投资也随之增加。由此再次验证了假说1与假说2。
图2根据PSTR模型估计结果画出，更加直观地展示了系数的变化，其中横轴为经理任期，纵轴为其系数。从图2可以看出，在经理任期为36.036两侧附近的变量系数出现了由负转正的变化。
图2 经理任期系数变化
六、结语
基于经理契约的不完全性和显性激励的不足，声誉效应这种隐性激励可以强化激励与约束，进而缓解以过度投资为主要表征的代理冲突问题。声誉效应是重要的，但也存在缺陷。在任职之初，经理会基于未来预期增加的收益而努力工作，做出最优水平的投资。但随着任期届满的临近和未来收益贴现值(声誉资本或私人履约资本)的快速下降，会诱发经理的道德风险和机会主义，并导致过度投资。也就是说，经理任期与过度投资之间，存在一个U型关系。经理在任期早期，往往会通过谨慎投资促进绩效进而增加自身的声誉。随着任期接近退休期，经理更偏好短期投资，过度投资也随之增加。这也表明，考虑到声誉机制的特性，经理任期对过度投资的影响是分阶段、非线性的。基于经理契约的不完全性，从声誉效应的角度，本文通过逻辑演绎对此进行了理论证明。进而，利用经理任期作为声誉价值的代理变量，通过对沪深两市2007—2014年上市公司为研究样本，采用门限效应模型进行实证分析。基本结论如下：(1)根据Richardson(2006)预期投资模型，验证上市公司过度投资的存在性并计算出非效率投资的大小和所占比例。研究表明，我国上市公司存在过度投资问题。(2)经理任期与过度投资之间存在U型关系。在经理任期天数达到42个月的门限值之前，声誉效应有降低过度投资水平的作用。在任期天数达到42个月的门限值之后，声誉效应失去作用，过度投资程度随即提高。
投资效率是企业价值的主要决定因素之一，管理者须不断地寻找好的投资机会来实现企业价值的增值。但我国尚未完善职业经理人的市场考核机制，片面的显性激励不能完全使经理人保持良好的经营、投资状态。在对经理的激励体系中，应充分考虑到以声誉效应为代表的隐性激励对显性激励的协同作用。本文认为，为抑制企业过度投资现象，应该至少可以从以下五个方面考虑：第一，建立更加合理的高管考核制度，将高管绩效和投资质量与高管报酬挂钩。以市场绩效为标准，建立市场化的激励机制，在确保显性激励机制得以充分发挥的同时，也迫使职业经理人更加关注自身的职业生涯，保持自身在职业经理人市场上的声誉。由于经营(资产)规模和销售收入等绩效指标，既受外部环境的影响，也难以准确衡量经理的努力水平，因此，监管层要引导上市公司，使其在年薪与绩效特别是投资回报之间，建立更加紧密的联系。并且要进一步完善股票、股票期权的激励机制。第二，在利润效率之外，在考核经理绩效时，要更加重视成本(费用)效率。第三，加强企业内部监督，严格控制监管企业内部资金运用。企业应当建立完整的内部控制机制，防止投资权利与资金运用权利的过分集中。第四，完善职业经理人与高层管理人的市场化选取机制。声誉效应的发挥，取决于经理人市场的完善程度。只有市场化的高管选取制度，才可以令管理层充分重视自我的声誉，使声誉机制得以完整发挥隐性激励的功能。第五，为通过减少违约收益来强化声誉效应，应进一步建立健全高管人员的离职经济责任审计，同时加强终身(退休后)的职业考核体系。由于退休之后，仍然可能因为任职期间的机会主义而遭受惩罚，将抑制高管人员在任职期间的过度投资问题。考虑到显性绩效的不足，这种事后监督，在改善国有企业的投资效果、降低投资成本方面，进而对于提高经济增长质量方面，显得尤为重要。
参考文献
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MANAGER’S TENURE，REPUTATION EFFECT AND OVER-INVESTMENT——U-shaped Theory and Empirical Analysis
MI Yun-sheng1 YANG Tian-jian1 SHI Xiao-min1 LI Yu-hao2
(1.National School of Agricultural Institution and Development,South China Agricultural University;2.Beijing Road Sub-Branch,Guangdong Branch,Industrial and Commercial Bank of China)
Abstract:The reputation effect is thought to be a method to moral hazard and curb over-investment.But reputational effects also has flaws.Its effect will be accelerated recession when manager’s tenure is off office approach.This paper theoretically analyzes the U-shaped relationship between over-investment and manager’s tenure and give an empirical analysis of listed companies in Chinese A shares market by using TAR model.The paper draws the following conclusions: as a proxy variable of reputation effect,the influence of manager’s tenure on over-investment is U-shaped.Manager’s tenure is negatively related to over-investment before its threshold (42 months).The degree of over-investment increased after manager’s tenure reached its threshold.At this time,the reputation loses its effect gradually.
Key words:manager’s tenure;reputation effect;over-investment;U-shaped relationship;TAR mode
* 米运生、杨天健(通讯作者)、石晓敏，华南农业大学国家农业制度与发展研究院，邮政编码：510642，电子信箱：miyunsheng@163.com；李宇豪，中国工商银行广东省分行北京路支行。本文得到国家社会科学基金重点项目(16AJY015)和广东省教育厅创新团队项目(2017WCXTD001)的资助。感谢匿名评审人的修改建议，笔者已做了相应的修改，本文文责自负。
(责任编辑：刘舫舸)
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