5.3.1 样本选择与描述性统计分析
为了检验竞争对过度投资的影响路径，本章的实证研究以第4章估计得到的709个正残差观测值为初始样本，在此基础上，将10分位以下的正残差观测值予以剔除，原因是这一部分观测值更可能受到投资模型中计量误差的影响（即错误地归为过度投资观测值）。最终样本为由638个观测值组成的非平衡面板。全部财务数据均来源于CSMAR，为保证数据的准确性，还将其与Wind金融数据库、色诺芬CCER数据库提供的相关数据进行核对。经核对后，对一些依然怀疑有误的数据再手工查阅相关公司的年报进行确认。所有缺失数据均通过手工查阅年报补齐。所有数据处理和统计分析工作均在Excel2003和Stata9.0软件中进行。
为考察竞争、公司治理及过度投资的数据分布及时序变化，提供了本章主要变量的描述性统计量，并分年度列示了均值。样本公司面临的竞争程度存在相当大的差异，这为研究竞争对公司治理和过度投资的影响提供了良好的外部环境。从PMC各年的均值可看出，上市公司面临的竞争程度逐年加剧，这与中国一直以引入竞争作为改革的重点，以及2001年中国加入WTO后各行业逐步扩大对外开放有关。而且预期随着2008年8月1日中国第一部《反垄断法》的正式实施，各行业的市场竞争将更加激烈。第一大股东持股比例（Top1）均值为45.7%，表明股权相对集中是中国上市公司股权结构的一大特征，但从趋势看，由最高的47.5%下降至2005年的42.1%，说明中国部分国有及非流通股份在逐渐通过协议转让等方式走向流通或“准流通”，尤其是2005年较上一年度下降了3.3个百分点，这主要是源于当年起动的股权分置改革。国有或民营控股变量（So_priv）均值表明，民营控股上市公司占全样本的15%，这与刘芍佳等（2003）的计算结果基本一致。从时序变化来看，这一比例从10.8%逐年上升至2005年的23.5%，这可能是近几年中国国有企业产权制度改革中实行有选择地进行民营化的政策所致。
从董事会治理变量来看，样本公司董事会规模（Bodsize）平均为9.94人；独立董事比例（Outdir）在2001年后大幅增长，于2003年基本达到了规定的1/3的比例。两职分离变量显示，样本公司中有87.1%的公司董事长与总经理职位分别由不同的人担任，这与本章前面提到的证监会的相关规定有关。平均有超过1/3的董事不在上市公司领薪，但这一比例基本呈逐年下降趋势。从董事长是否持股变量Presshare来看，超过半数的董事长都持有公司股份，这一比例较持股的CEO比例（47.2%）更高，这可能是因为，相比CEO而言，董事长在公司决策中的地位更加重要，是公司的最高决策者，对董事长进行持股激励的作用更大（宋德舜，2004）。高管薪酬是经过所在省市人均GDP和CPI指数调整后的薪酬指数，便于在各地和各年度间进行比较，上市公司间高管的薪酬差距较大，最高薪酬是最低薪酬的50倍。除2003年外，其余各年高管薪酬均较前一年有小幅增长。
从设计的大股东资金占用指标（Tunel）来看，均值接近于0，这有两个可能的原因：一是上市公司与大股东之间相互占用资金；二是一些公司的大股东占用上市公司资金而另一些上市公司则在占用大股东的资金。这表明以前一些文献仅用其他应收款余额作为大股东资金占用的度量是不准确的，因为上市公司也可能占用大股东的资金。从樊刚等（2007）的政府干预指数（Gov_index越大，政府干预越小）来看，各地区间的政府干预程度存在较大差异，政府干预程度最小的是2005年的广东省（10.63），最严重的是2003年的西藏自治区（-1.14）。Gov_index逐年增大，表明政府对企业的干预程度在逐年下降，这可能是近几年国家推行转变政府职能的改革所致。
提供的竞争、公司治理与过度投资等主要变量的相关系数矩阵可知，竞争、第一大股东持股比例、董事会规模、独立董事比例、董事激励和经理层激励均与过度投资负相关，与前面的预期完全一致。经营现金净流量、现金持有量、总资产报酬率与过度投资正相关，而杠杆和政府干预变量与过度投资负相关，这与本书在纳入这些控制变量时所依据的文献或理论预期是一致的。从产品市场竞争与各个公司治理机制的关系来看，产品市场竞争与第一大股东持股比例和独立董事比例正相关，这与预期是一致的；但与董事会规模、董事激励和经理层激励负相关，这与预期相反，但最终结论需经多元回归分析后确定。因为单变量间的相关系数因未控制其他影响因素而可能存在误导，从而需寄希望于多元回归模型来推断因果关系。从各主要解释变量间的相关系数来看，除Gov_index与Outdir超过0.5外，其余均在0.34以下，因此由这些解释变量构成的回归模型应该可以避免多重共线性对参数估计结果的影响。
5.3.2 估计结果与分析
为检验本章前述假设，首先仅以竞争作为实验变量，与其他控制变量一起进入模型（5-1）以检验竞争是否对过度投资存在综合的影响，然后再以由模型（5-1）和模型（5-2）组成的联立方程对以下假设路径逐条进行检验：（1）PMC→Top1→OI；（2）PMC→Lnbod→OI；（3）PMC→Outdir→OI；（4）PMC→Bod_inc→OI；（5）PMC→Cgi_man→OI；（6）PMC→Cgi_all→OI。最后运用中介效应检验程序检验CG是否在PMC与OI之间起着中介作用。
1.“产品市场竞争→过度投资”路径假设的检验结果与分析
以过度投资为被解释变量的模型估计结果来看，PMC的系数为-0.059，且在1%的水平显著，这表明，竞争程度每提高1个百分点，公司的过度投资就可以减少0.059个百分点。由于控制了现金流和企业绩效等变量的影响，因此PMC的系数为分离了绩效等因素后竞争对过度投资的净影响。假设5-1因而得到了证实，可以认为，产品市场竞争对中国上市公司的过度投资起到了显著的抑制作用。
从控制变量的估计结果来看，经营现金流与过度投资显著正相关，这一方面说明，对于拥有自由现金流的企业而言，过度投资依然对现金流高度敏感，这与KZ（1997）关于“并非只有融资约束企业的投资现金流才具有敏感性”的论断是一致的；另一方面，经营现金流与过度投资的正相关，表明经理在企业拥有现金流尤其是自由现金流时倾向于将其用于过度投资，支持詹森（1986）的自由现金流量假说。上年ROA的系数显著为正，表明上一年绩效越好，公司越有可能进行过度投资，反之则不一定成立。杠杆和股利支付率两个变量的系数均为负，但不显著，这说明斯塔尔茨（1990）提出的两个用以减少经理可用自由现金流从而抑制经理过度投资的机制在中国都没有起到作用。就杠杆而言，由于中国企业债务的软约束预期依然存在，尽管有定期的利息需要支付，但企业依然可以通过新增贷款来补充所需资金。因此，定期的利息支付并不能有效地减少企业的自由现金流。另一方面，也在一定程度上证明了债务的清算威胁在中国并不显著。结合第4章的发现可以得出结论，中国企业的债务具有融资功能但不具有治理功能。这一结果与沈艺峰等（2006）关于负债控制机制并未对公司高层管理人员起到监督作用的发现一致。企业规模与过度投资显著负相关，原因可能是对于有自由现金流的企业而言，小企业的经理做大做强的动机更强，因而更倾向于过度投资。
根据中国特殊制度背景加入的政府干预指数变量的系数显著为负，这与预期是一致的，即所在地区的政府干预越严重（Gov_index越小），企业的过度投资就会越严重。是否附属企业集团的虚拟变量（Group）的系数不显著，表明附属于企业集团的上市公司与独立上市公司之间的过度投资不存在显著差异。
尽管如此，结果只表明竞争可以抑制经理层过度投资，但对于它是通过何种路径抑制经理层的过度投资尚不得而知，这就需要进一步的检验。
2.“产品市场竞争→第一大股东持股→过度投资”路径假设的检验结果与分析
PMC系数为0.067，在1%的水平显著，即PMC与Top1呈显著正相关，这表明，随着竞争的加剧，为避免因股权分散对经理监管不力导致经理“懈怠”进而加剧企业业绩的恶化，大股东将增加其持股比例，以加强对公司的控制，减少清算威胁给大股东带来的效用损失。因此，假设5-2中关于竞争将提高第一大股东持股比例的预期得到了证实。
Panel B中模型2和模型3的估计结果表明，无论是GLS还是2SGLS设定下，Top1与OI之间均显著负相关，这表明，大股东持股比例越高，上市公司的过度投资就越少。由于大股东的监督效应和隧道效应（侵占上市公司资金）都可能会导致公司过度投资减少，因此还需进一步检验过度投资的减少源于大股东的何种效应。为考察大股东的隧道效应对过度投资的影响，在模型中纳入反映大股东净占用上市公司资金的变量Tunel。从Tunel的回归结果来看，该变量系数在各个模型中均不显著，表明上市公司过度投资的减少与大股东的资金占用行为无关。在控制了Tunel对OI的影响后，Top1系数依然显著为负，表明经理层过度投资的减少源于大股东的监督效应而非隧道效应。因此，假设5-2中关于第一大股东持股比例与过度投资负相关的预期得到了证实。
由于假设5-2两部分的预期均得到了证实，因此假设5-2经实证检验成立。现在来分析Top1是否在竞争与过度投资关系中起到了中介作用：PMC与Top1显著正相关；Panel B中模型3的结果显示，Top1与OI显著负相关，且在纳入Top1后，PMC系数依然显著为负。因此，根据部分中介效应的定义，第一大股东持股比例在竞争与过度投资的关系中起到了部分中介效应。
Panel A中的其他控制变量估计的结果来看，反映企业经营风险程度大小的长期资产占总资产的比重（Oprisk）以及上年绩效（Lag_ROA）虽然均为正，但不显著。So_priv系数显著为负则表明民营控股上市公司的Top1显著低于国有控股上市公司，这与冯根福等（2002）的发现一致。与预期相同，杠杆与第一大股东持股比例显著负相关。冯根福等（2002）以1996～2000年间的181家上市公司为样本的研究发现，企业规模与第一大股东持股比例显著正相关，但没有发现类似的经验证据，这可能是由于近年（尤其是2005年股权分置改革）持续下降的第一大股东持股比例主要集中在规模较大的国有企业。
3.“产品市场竞争→董事会规模→过度投资”路径假设的检验结果与分析
Panel A中以董事人数之自然对数（Lnbod）为被解释变量的模型回归结果显示，PMC系数为0.056，在1%的水平显著，即：竞争程度每增加1个单位，公司将多聘请1.06个董事。这表明，为应对激烈竞争给公司带来的种种不确定性，降低公司重大决策失误的概率，增强董事会对经理层过度投资的识别能力，股东将聘请更多的来自不同行业、有着不同背景的董事，因而董事会规模会更大。假设5-3中关于竞争与董事会规模正相关的预期得到了证实。
Panel B的模型3估计结果显示，在视董事会规模为外生变量时，它对过度投资没有显著的影响，但在考虑了它的内生性后，Lnbod系数为-0.162，在1%水平显著（见模型2），即董事会规模与过度投资显著负相关。这表明，在中国当前，稍大一些的董事会更有利于吸纳来自不同层面的意见，集思广益，能更好地识别经理自利的投资方案。因此，假设5-3中关于董事会规模与过度投资负相关的预期得到了证实。
根据上述两方面的估计结果，可以得出结论：竞争促使公司扩大其董事会规模，而较大的董事会规模有利于监督经理层的过度投资，因此假设5-3得到了证实。Panel B中模型3的估计结果显示，在纳入Lnbod后，PMC依然显著为负，因此，董事会规模在竞争与过度投资的关系中发挥了部分中介效应。
Panel A中控制变量的估计结果来看，企业规模、杠杆、成长性与Lnbod正相关，前二者与董事会规模的关系和莱恩等（2004）关于大规模、高负债企业需要更多的建议，因而有着更大的董事会规模的预期是一致的。成长性与董事会规模的关系却与莱恩等（2004）的发现相反，这是因为后者是基于董事会规模越小越好的假设，而本书的结果表明，在中国较大规模的董事会更有效率。与埃尔马兰和魏斯马赫（1998）的发现不同，CEO年龄与Lnbod显著负相关，这是因为：一方面，与国外公司CEO通过竞争聘任不同，中国上市公司尤其是国有控股上市公司的CEO大多是通过行政任命上岗，因此并不存在像西方那样的在CEO临近退休时新增董事以备竞选的情形；另一方面，随着CEO年龄和任期的增长，CEO的势力不断扩大，因而更不愿意受较多的董事监督。而对于年轻的CEO，企业往往会配置较多的董事以辅佐其成长。上年度绩效与Lnbod显著负相关，这与科尔斯等（2008）的发现是一致的。经营风险与Lnbod正相关，表明经营风险越大的企业因面临更多的不确定性，因而需要有较多的董事参与决策，降低决策失败的风险。但企业成立年数与Lnbod显著负相关，这可能是因为老企业的各项运营机制较为健全，对经理的监督也较为容易，因此较小的董事会即可履行必要的监督职能。
4.“产品市场竞争→独立董事比例→过度投资”路径假设的检验结果与分析
会聘请更多的独立董事，一方面为缓解竞争剧烈环境下经理人依然“懈怠”给股东财富带来的更大损失，另一方面希望通过聘请更多的独立董事为公司的生产经营“献计献策”。因此，假设5-4中关于竞争与企业独立董事比例正相关的预期得到了证实。那么，受聘的独立董事是否能“不辱使命”呢？Panel B中模型2和模型3的估计结果显示，无论是否考虑独立董事的内生性，Outdir变量系数均显著为负。这表明，与内部董事相比，独立董事由于独立于CEO的领导，且由于他们具有高学历、高职称（上证所研究中心，2004），具备较高水准的知识储备，因而有能力也敢于对CEO的过度投资建议书说“不”，能对CEO利己的投资决策起到监督约束作用。因此，假设5-4中关于独立董事有助于抑制经理层过度投资的预期得到了证实。
综合上述两方面的估计结果，可以得出结论：竞争促使企业提高独立董事比例，而后者的提高又能有效地抑制经理层的过度投资，因此假设5-4得到了证实。Panel B模型3的结果显示，在纳入变量Outdir后，PMC依然显著，表明独立董事比例在竞争与过度投资的关系中发挥了部分中介作用。
从独立董事比例的其他影响因素来看，企业规模、成立年数、成长性、经理持股、股利支付率和流通股比例均与Outdir显著正相关，这表明，大规模、老企业的经营范围更广，业务更为复杂，而高成长企业则因为面临着更易变的环境，其决策的风险更大，因而更需要有着不同行业背景的独立董事参与企业的经营决策，监督经理的机会主义行为。经理持股的企业会聘请更多的独立董事，这是因为经理人持股后其自身利益与股东利益更为一致，因而更愿意有较多的独立董事为其决策提供建议，提高决策的科学性。与叶康涛等（2007）的发现一致，股利支付率高的公司聘请更多的独立董事。流通股大多由中小股东和机构投资者持有，该比例高的公司对董事会独立性有更强的要求，也相对有能力提名更多的独立董事。CEO年龄越大，聘请的独立董事越少，这与埃尔马兰和魏斯马赫（1998）的观点一致，年龄越大，在公司的地位越高，势力越大，因而更不愿意受到外部董事的约束。与王跃堂等（2006）的发现一致，国有控股公司的独立董事比例显著低于非国有控股公司，由于独立董事与非执行董事的功能基本相似，非领薪董事比例越高的公司聘请的独立董事就越少。但是，没有发现上年亏损、经营风险与独立董事之间的显著相关关系。
5.“产品市场竞争→董事持股激励→过度投资”路径假设的检验结果与分析
报告的以非管理层董事持股激励为被解释变量的模型估计结果显示，PMC的系数为0.054，在1%水平显著，即产品市场竞争越激烈，企业对董事的激励就越强（董事长越有可能持股，其余董事的持股比例越高）。这说明，在竞争激烈的环境下，股东为保障自身利益较少受到经理层机会主义行为的影响，会加大对董事的激励力度。因此，假设5-5中关于竞争与董事激励正相关的预期得到了证实。Panel B中模型2和模型3的估计结果表明，无论是否控制董事激励的内生性，对董事的激励力度越大，经理层的过度投资就越少。这表明，由于董事与股东之间因目标不一致也存在代理问题，加上中国多数非执行董事不在公司领薪因而监督动机弱化，因此增加董事持股，可以将公司价值与非管理层董事的个人利益直接挂钩，使其更有动机代表股东利益对经理层的过度投资进行监督。因此，假设5-5中关于董事激励与经理层过度投资负相关的预期得到了证实。
综合上述两方面的估计结果，可以得出结论：竞争促使企业加大对非管理层董事的激励，而后者的加强对于抑制经理层的过度投资有着积极的作用。因此，假设5-5得到了证实。Panel B模型3的结果显示，在纳入Bod_inc后，PMC依然显著，因此董事激励在竞争与过度投资的关系中起到了部分中介作用。
影响董事激励的其他因素来看，以下发现基本上与预期一致：上年绩效越好，董事持股越多；董事长年龄越大越有可能持股；民营控股公司对董事的持股激励力度显著地大于国有控股公司；独立董事比例越高的公司，董事持股越多；企业的经营风险越大，股东越有可能加强对董事的持股激励。但关于企业规模越大对董事的激励力度越小的发现与预期相反，这可能是大企业的股东认为企业的各项制度相对健全，因而以股权来激励董事监督经营者的必要性下降。
6.“产品市场竞争→经理层激励→过度投资”路径假设的检验结果与分析
各模型中只有以经理层薪酬（CEOPay）为被解释变量的模型的PMC系数显著为负，其他模型中的PMC均不显著，这表明竞争降低了经理层的薪酬水平，但对于CEO是否持股没有显著影响，因而对于经理层激励没有显著影响。导致PMC与CEOPay显著负相关的原因可能是，与垄断行业相比，竞争行业的企业有着更强的大股东，更独立、更大的董事会，对经理层的监督和约束能力更强，因而，一方面，股东加强对经理的薪酬激励的动机更弱；另一方面，经理更难以干预董事会关于经理层薪酬计划的制定过程，从而减少了经理层薪酬中的租金部分。
Panel B中模型2和模型3则表明，无论是否考虑经理层激励变量的内生性，Cgi_man与过度投资均无显著的相关关系。样本差异可能是导致本书没有获得与辛清泉等（2007）一致发现的主要原因。后者的样本为除金融行业外所有行业的上市公司，而本书的样本为工业类上市公司。因而假设5-6没有得到证实。由于Cgi_man与过度投资不相关，经理层激励的中介效应也就不存在。
从Panel A中影响Cgi_man、CEOPay和CEOshare的其他变量可以看出，上市公司经理的薪酬非但未因大股东资金占用而减少，反而显著地增加了，这可能是大股东与经理合谋，从上市公司中各取所需，实现利益分享。但大股东资金占用与CEO持股可能性负相关，这可能是CEO因大股东“掏空”而更不看好公司前景，因而更不愿意持有公司股份。两职分离的CEO薪酬更低。规模越大的企业CEO激励越高，这与詹森和墨菲（1990）的发现一致，能力较强的CEO被大公司、较复杂的公司所聘用，因而其报酬也更高。So_priv系数显著为正表明，由于国有企业的薪酬管制，与民营企业相比，国有企业CEO的薪酬水平显著更低。Oprisk的系数显著为正则表明，经营风险越高，股东财富受到损失的风险就越大，因此股东越有动机增加经理层的薪酬和股权激励。年龄越大的CEO越有可能持股，这可能与中国企业经理所持股份多为直接的股票奖励有关：年龄大的CEO为公司服务的时间长，贡献大，因此能获得更多的股票奖励。
7.“产品市场竞争→公司治理→过度投资”路径假设的检验结果与分析
报告的估计结果可看出，竞争对本书构建的公司治理综合指数的回归系数为0.084，且在1%的水平下显著，表明企业面临的竞争程度越激烈，股东为避免清算威胁所致的损失就会更加注重加强公司治理。这意味着，在中国特殊的制度背景下，由于竞争的清算威胁对经理层的负面影响较小且可置信度低，因此，在竞争激烈的行业中，股东不会简单地将约束经理层过度投资的任务全部交给产品市场竞争去完成，而是通过加强公司治理使得竞争产生更大的积极治理效应。因此，假设5-7中关于竞争促进企业改善公司治理的预期得到了证实。
Panel B的模型2表明，考虑了Cgi_all的内生性后，综合公司治理指数的系数依然显著为负，与将Cgi_all视为外生变量的估计结果（见Panel B模型3）相比，公司治理水平对过度投资的治理作用更大、更显著。这表明，综合公司治理指数与过度投资的负相关并非由于竞争共同推动所导致的“伪相关”，而是剥离了竞争等其他共同影响因素后的净作用。因此，假设5-7中关于公司治理可以有效地抑制经理层过度投资的预期得到了证实。
综合上述两方面的估计结果，可以得出结论：产品市场竞争促进了公司治理机制的改善，后者的改善又有利于抑制经理层的过度投资。因此，假设5-7得到了证实。Panel B中模型3的结果表明，在纳入Cgi_all后，PMC与OI依然显著相关，因此，公司治理在竞争与过度投资的关系中起到了部分中介作用，也即竞争除通过公司治理影响过度投资外，还可能通过其他路径间接影响企业的过度投资。
中控制变量的估计结果来看，成长性、规模、企业成立年数和上年度绩效均与公司治理水平显著正相关，这表明，成长性好的企业由于其对外部资金的需求更多，为更好地筹集到发展所需资金，公司更有动机主动改善其公司治理水平；大型企业受到的外部监督和关注更多，因而更注重加强公司治理；老企业积累着较为丰富的治理经验，因而成立时间越长的企业公司治理水平就会越好；绩效好的公司不必像亏损或ST公司那样为生存而疲于奔命，可以有更多的精力和财力进行公司治理建设。杠杆与公司治理水平显著负相关，这可能是因为：一方面，受到《商业银行法》的限制，国有独资银行不能持有公司的股权，导致银行不能以股东身份参与公司治理；另一方面，由于股东与债权人之间的代理冲突，导致杠杆水平越高的企业，股东加强公司治理的动机就越弱，因此，杠杆水平越高的企业治理水平就越差。
民营企业公司治理水平显著低于国有企业，这一结果与人们的直观看法相左。根据前述理论分析可知，从治理过度投资的角度来看，好的公司治理结构应该具有股权较为集中、董事会规模较大、独立董事比例较高、董事和经理层的激励力度较大等特征。由于民营企业的股权相对分散，董事会规模也较小，因此不利于对经理层的过度投资进行约束。上证所研究中心（2005）从“所有权与控制权”、“股东大会与董事会运作”“薪酬与激励”、“信息披露”以及“业绩与市场表现”五个方面对民营与非民营上市公司进行了对比研究，得出了“上市公司治理：民营不敌‘非民营’”的结论。施东晖和司徒大年（2003）构建的中国上市公司治理水平评价指数也显示，民营上市公司的治理水平处于中游水平，并不优于国有控股上市公司。这些证据均表明本书的发现并不“孤单”。
8.各路径模型质量的综合评价
各回归模型的估计结果表明，相当于OLS回归模型F统计量的Chi2统计量均在1%水平显著，这说明这些模型的设计都是有效的。由于所采用的面板数据本身就可以减轻解释变量间的共线性，加之将相关度较大的变量不纳入同一回归方程，因此，其余模型的多重共线性问题均不严重。由于Panel B模型1的估计结果仅用于与模型2或模型3进行比较以反映多重共线性对模型回归结果的影响程度，未作为作出结论的依据，因此模型1的多重共线性对本书的结论没有影响。由于根据异方差和自相关的检验结果对回归模型进行了相应的控制，因此，各模型的回归结果均较少受到这两个问题的影响。
为了更直观地了解竞争影响企业过度投资的路径。产品市场竞争对过度投资有着直接的抑制作用，同时也通过公司治理对过度投资有着间接的抑制作用。第一大股东持股、董事会规模、独立董事比例和董事持股激励均为竞争与过度投资的中介变量，而经理层激励因不能有效地抑制过度投资而未能起到中介作用。
5.3.3 稳健性检验
为了检验上述结论的稳健性，在本节进行了产品市场竞争的内生性分析、变更公司治理综合指数构建方法和变更回归方法三个方面的稳健性检验。
1.产品市场竞争是内生的吗
在一般均衡中，行业内的竞争强度内生地决定于该行业内企业的行为及经济中其他市场参与者的行为，这会导致回归模型中出现竞争变量与公司行为变量之间相互内生的问题。因为缺乏合适的工具变量，现有的产业组织类文献没有对此问题给出较好的解决方法。
上述潜在的关于竞争的内生性问题对本书的影响并不严重，理由有四个：第一，大多数行业内企业数量众多，单个企业对行业竞争强度的影响很小。第二，在竞争与过度投资的模型中将竞争变量及其他变量全部滞后一期进行处理。第三，各行业竞争水平的时序分布相对稳定。每个行业内的规模以上的企业数量在样本时期内一直十分稳定，其跨年度标准差通常比行业内规模以上企业的平均数量小一到两个量级。以饮料制造业（C05）为例，规模以上企业的平均数量是3350，而其跨年度标准差仅为72.同样发现构成产品市场竞争变量的其他指标的时间序列分布在考察的时期内也都是相对稳定的。这就表明竞争的水平在几乎所有行业内一直都是相对稳定的。因此，对于一个给定的企业，其所面对的行业内竞争水平基本上可以认为是外生的（蔡洪滨等，2006）。第四，企业竞争地位的时序变化幅度非常小。由于构建的竞争变量纳入了企业竞争地位指标，如果企业的公司治理或过度投资行为显著影响了企业的竞争地位，则可能导致回归模型中出现内生性问题。由于用于反映企业竞争地位的变量均为与整个行业指标的相对数，而多数行业中的企业数量都相当大，因此，企业竞争地位随时间变化的幅度非常小。为证实这一分析，从样本中随机抽取17家公司，分别计算每家公司市场份额的均值与标准差。88%以上的公司市场份额的跨年度标准差与其均值相比小至少一个量级以上，这表明企业的竞争地位在整个样本期内也是相当稳定的。因此，可以认为，具体某一个企业的销售或利润增长对于所构建的竞争变量的影响非常小，产品市场竞争变量对于企业而言基本上可以视为外生的。
2.变更公司治理综合指数的编制方法
在前面构建公司治理综合指数时采用的是百分位等级数法。该方法虽然具有以下两方面的优点：（1）可以消除不同指标在量纲上的差异，使指标可以两两相加；（2）由于该方法将各指标的数值控制在[0，1]的区间内，从而可以消除样本观测值分布偏倚造成的影响。但由于该方法在实证财务领域较少得到运用，因此尚不清楚这种方法的使用是否会影响本书的估计结果。为此，在稳健性检验时采用了白重恩等（2005）所采用的因子分析法编制公司治理综合指数，具体而言，就是对前述纳入公司治理综合指数的7个指标进行因子分析，提取方差贡献率达到93.01%的6个因子计算因子得分汇总而得综合公司治理指数Cgi_pca。然后以Cgi_pca替代Cgi_all作为公司治理综合指数重新检验了“产品市场竞争→公司治理→过度投资”的路径假设，报告的估计结果可看出，PMC系数显著为正，Panel B中模型2和模型3中的Cgi_pca的系数均显著为负，且模型3表明，在加入Cgi_pca变量后，PMC变量依然显著为负。可以得到结论：竞争通过促进公司治理的改善来抑制经理层的过度投资，公司治理在竞争与过度投资之间起着部分中介变量的作用。因此，尽管改变了公司治理综合指数的计算方法，结论依然是稳健的。
3.变更回归方法
前文采用的回归方法是可以控制异方差和自相关的可行广义最小二乘法（GLS），在此处采用另一种既可以控制异方差和自相关，又可以控制固定效应、适用于“大N小T”型面板数据的截面相关稳健标准误估计方法（SCC）重做了上述全部回归以考察本书的结果是否对不同的回归方法稳健。为简洁起见，除经理层激励变量Cgi_man外，其余公司治理变量均与PMC显著正相关，与前述采用GLS的估计结果相同；除Cgi_man与过度投资的关系不显著外，其他公司治理变量均与过度投资显著负相关。不考虑内生的董事会规模变量lnbod与过度投资的关系不显著，这与前述GLS结果也相同。因此，在改变了估计方法后，前文关于竞争通过促进公司治理的改善来抑制经理层过度投资的结论依然成立，说明本书的结论对于不同的估计方法是稳健的。
