7.“產品市場競爭→公司治理→過度投資”路徑假設的檢驗結果與分析
報告的估計結果可看出，競爭對本書構建的公司治理綜合指數的回歸係數為0.084，且在1%的水平下顯著，表明企業麵臨的競爭程度越激烈，股東為避免清算威脅所致的損失就會更加注重加強公司治理。這意味著，在中國特殊的製度背景下，由於競爭的清算威脅對經理層的負麵影響較小且可置信度低，因此，在競爭激烈的行業中，股東不會簡單地將約束經理層過度投資的任務全部交給產品市場競爭去完成，而是通過加強公司治理使得競爭產生更大的積極治理效應。因此，假設5-7中關於競爭促進企業改善公司治理的預期得到了證實。
Panel B的模型2表明，考慮了Cgi_all的內生性後，綜合公司治理指數的係數依然顯著為負，與將Cgi_all視為外生變量的估計結果（見Panel B模型3）相比，公司治理水平對過度投資的治理作用更大、更顯著。這表明，綜合公司治理指數與過度投資的負相關並非由於競爭共同推動所導致的“偽相關”，而是剝離了競爭等其他共同影響因素後的淨作用。因此，假設5-7中關於公司治理可以有效地抑製經理層過度投資的預期得到了證實。
綜合上述兩方麵的估計結果，可以得出結論：產品市場競爭促進了公司治理機製的改善，後者的改善又有利於抑製經理層的過度投資。因此，假設5-7得到了證實。Panel B中模型3的結果表明，在納入Cgi_all後，PMC與OI依然顯著相關，因此，公司治理在競爭與過度投資的關係中起到了部分中介作用，也即競爭除通過公司治理影響過度投資外，還可能通過其他路徑間接影響企業的過度投資。
中控製變量的估計結果來看，成長性、規模、企業成立年數和上年度績效均與公司治理水平顯著正相關，這表明，成長性好的企業由於其對外部資金的需求更多，為更好地籌集到發展所需資金，公司更有動機主動改善其公司治理水平；大型企業受到的外部監督和關注更多，因而更注重加強公司治理；老企業積累著較為豐富的治理經驗，因而成立時間越長的企業公司治理水平就會越好；績效好的公司不必像虧損或ST公司那樣為生存而疲於奔命，可以有更多的精力和財力進行公司治理建設。杠杆與公司治理水平顯著負相關，這可能是因為：一方麵，受到《商業銀行法》的限製，國有獨資銀行不能持有公司的股權，導致銀行不能以股東身份參與公司治理；另一方麵，由於股東與債權人之間的代理衝突，導致杠杆水平越高的企業，股東加強公司治理的動機就越弱，因此，杠杆水平越高的企業治理水平就越差。
民營企業公司治理水平顯著低於國有企業，這一結果與人們的直觀看法相左。根據前述理論分析可知，從治理過度投資的角度來看，好的公司治理結構應該具有股權較為集中、董事會規模較大、獨立董事比例較高、董事和經理層的激勵力度較大等特征。由於民營企業的股權相對分散，董事會規模也較小，因此不利於對經理層的過度投資進行約束。上證所研究中心（2005）從“所有權與控製權”、“股東大會與董事會運作”“薪酬與激勵”、“信息披露”以及“業績與市場表現”五個方麵對民營與非民營上市公司進行了對比研究，得出了“上市公司治理：民營不敵‘非民營’”的結論。施東暉和司徒大年（2003）構建的中國上市公司治理水平評價指數也顯示，民營上市公司的治理水平處於中遊水平，並不優於國有控股上市公司。這些證據均表明本書的發現並不“孤單”。
8.各路徑模型質量的綜合評價
各回歸模型的估計結果表明，相當於OLS回歸模型F統計量的Chi2統計量均在1%水平顯著，這說明這些模型的設計都是有效的。由於所采用的麵板數據本身就可以減輕解釋變量間的共線性，加之將相關度較大的變量不納入同一回歸方程，因此，其餘模型的多重共線性問題均不嚴重。由於Panel B模型1的估計結果僅用於與模型2或模型3進行比較以反映多重共線性對模型回歸結果的影響程度，未作為作出結論的依據，因此模型1的多重共線性對本書的結論沒有影響。由於根據異方差和自相關的檢驗結果對回歸模型進行了相應的控製，因此，各模型的回歸結果均較少受到這兩個問題的影響。
為了更直觀地了解競爭影響企業過度投資的路徑。產品市場競爭對過度投資有著直接的抑製作用，同時也通過公司治理對過度投資有著間接的抑製作用。第一大股東持股、董事會規模、獨立董事比例和董事持股激勵均為競爭與過度投資的中介變量，而經理層激勵因不能有效地抑製過度投資而未能起到中介作用。
5.3.3 穩健性檢驗
為了檢驗上述結論的穩健性，在本節進行了產品市場競爭的內生性分析、變更公司治理綜合指數構建方法和變更回歸方法三個方麵的穩健性檢驗。
1.產品市場競爭是內生的嗎
在一般均衡中，行業內的競爭強度內生地決定於該行業內企業的行為及經濟中其他市場參與者的行為，這會導致回歸模型中出現競爭變量與公司行為變量之間相互內生的問題。因為缺乏合適的工具變量，現有的產業組織類文獻沒有對此問題給出較好的解決方法。
上述潛在的關於競爭的內生性問題對本書的影響並不嚴重，理由有四個：第一，大多數行業內企業數量眾多，單個企業對行業競爭強度的影響很小。第二，在競爭與過度投資的模型中將競爭變量及其他變量全部滯後一期進行處理。第三，各行業競爭水平的時序分布相對穩定。每個行業內的規模以上的企業數量在樣本時期內一直十分穩定，其跨年度標準差通常比行業內規模以上企業的平均數量小一到兩個量級。以飲料製造業（C05）為例，規模以上企業的平均數量是3350，而其跨年度標準差僅為72.同樣發現構成產品市場競爭變量的其他指標的時間序列分布在考察的時期內也都是相對穩定的。這就表明競爭的水平在幾乎所有行業內一直都是相對穩定的。因此，對於一個給定的企業，其所麵對的行業內競爭水平基本上可以認為是外生的（蔡洪濱等，2006）。第四，企業競爭地位的時序變化幅度非常小。由於構建的競爭變量納入了企業競爭地位指標，如果企業的公司治理或過度投資行為顯著影響了企業的競爭地位，則可能導致回歸模型中出現內生性問題。由於用於反映企業競爭地位的變量均為與整個行業指標的相對數，而多數行業中的企業數量都相當大，因此，企業競爭地位隨時間變化的幅度非常小。為證實這一分析，從樣本中隨機抽取17家公司，分別計算每家公司市場份額的均值與標準差。88%以上的公司市場份額的跨年度標準差與其均值相比小至少一個量級以上，這表明企業的競爭地位在整個樣本期內也是相當穩定的。因此，可以認為，具體某一個企業的銷售或利潤增長對於所構建的競爭變量的影響非常小，產品市場競爭變量對於企業而言基本上可以視為外生的。
2.變更公司治理綜合指數的編製方法
在前麵構建公司治理綜合指數時采用的是百分位等級數法。該方法雖然具有以下兩方麵的優點：（1）可以消除不同指標在量綱上的差異，使指標可以兩兩相加；（2）由於該方法將各指標的數值控製在[0，1]的區間內，從而可以消除樣本觀測值分布偏倚造成的影響。但由於該方法在實證財務領域較少得到運用，因此尚不清楚這種方法的使用是否會影響本書的估計結果。為此，在穩健性檢驗時采用了白重恩等（2005）所采用的因子分析法編製公司治理綜合指數，具體而言，就是對前述納入公司治理綜合指數的7個指標進行因子分析，提取方差貢獻率達到93.01%的6個因子計算因子得分彙總而得綜合公司治理指數Cgi_pca。然後以Cgi_pca替代Cgi_all作為公司治理綜合指數重新檢驗了“產品市場競爭→公司治理→過度投資”的路徑假設，報告的估計結果可看出，PMC係數顯著為正，Panel B中模型2和模型3中的Cgi_pca的係數均顯著為負，且模型3表明，在加入Cgi_pca變量後，PMC變量依然顯著為負。可以得到結論：競爭通過促進公司治理的改善來抑製經理層的過度投資，公司治理在競爭與過度投資之間起著部分中介變量的作用。因此，盡管改變了公司治理綜合指數的計算方法，結論依然是穩健的。
3.變更回歸方法
前文采用的回歸方法是可以控製異方差和自相關的可行廣義最小二乘法（GLS），在此處采用另一種既可以控製異方差和自相關，又可以控製固定效應、適用於“大N小T”型麵板數據的截麵相關穩健標準誤估計方法（SCC）重做了上述全部回歸以考察本書的結果是否對不同的回歸方法穩健。為簡潔起見，除經理層激勵變量Cgi_man外，其餘公司治理變量均與PMC顯著正相關，與前述采用GLS的估計結果相同；除Cgi_man與過度投資的關係不顯著外，其他公司治理變量均與過度投資顯著負相關。不考慮內生的董事會規模變量lnbod與過度投資的關係不顯著，這與前述GLS結果也相同。因此，在改變了估計方法後，前文關於競爭通過促進公司治理的改善來抑製經理層過度投資的結論依然成立，說明本書的結論對於不同的估計方法是穩健的。