王魯平 周策 白銀轉(zhuǎn)

【摘 要】 運(yùn)用代理理論、自由現(xiàn)金流理論、高層理論，以我國(guó)上市公司2010年到2017年的數(shù)據(jù)進(jìn)行多元線性回歸，對(duì)經(jīng)理自主權(quán)、財(cái)務(wù)杠桿與投資關(guān)系進(jìn)行分析和檢驗(yàn)。研究發(fā)現(xiàn)：經(jīng)理自主權(quán)在民營(yíng)企業(yè)中對(duì)投資支出有顯著的正向作用，且這種正向作用較國(guó)有企業(yè)更顯著;內(nèi)部職位權(quán)和資源控制權(quán)對(duì)投資支出的正向作用顯著;財(cái)務(wù)杠桿抑制了經(jīng)理自主權(quán)對(duì)投資支出的正向作用，抑制了內(nèi)部職位權(quán)和資源控制權(quán)對(duì)投資支出的正向作用;經(jīng)理自主權(quán)對(duì)投資支出的正向作用在投資過度企業(yè)比投資不足企業(yè)更顯著，內(nèi)部職位權(quán)和資源控制權(quán)在投資過度企業(yè)中對(duì)投資的正向作用顯著;在投資過度企業(yè)中內(nèi)部職位權(quán)能夠通過財(cái)務(wù)杠桿增大企業(yè)的投資;財(cái)務(wù)杠桿抑制了資源控制權(quán)對(duì)投資的正向作用。

【關(guān)鍵詞】 經(jīng)理自主權(quán); 投資支出; 財(cái)務(wù)杠桿; 投資效率; 公司治理

【中圖分類號(hào)】 F830;F275? 【文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼】 A? 【文章編號(hào)】 1004-5937（2019）10-0069-09

一、引言

經(jīng)理自主權(quán)（Managerial Discretion），又稱自由裁量權(quán)、管理自主權(quán)[ 1 ]，是指經(jīng)理在公司決策過程中所擁有的自主行為空間，這一空間大小能夠影響組織產(chǎn)出，使經(jīng)理獲得實(shí)質(zhì)控制權(quán)。20世紀(jì)30年代，學(xué)者們已經(jīng)開始關(guān)注經(jīng)理自主權(quán)的問題，Berle和Means[ 2 ]在研究股份制公司的時(shí)候，通過揭示現(xiàn)代企業(yè)兩權(quán)分離的必然性，提出了經(jīng)理主義，即經(jīng)理及經(jīng)理階層是“不掌握任何有意義股權(quán)情況下的‘自我永存的團(tuán)體”。20世紀(jì)60年代，Williamson[ 3 ]等學(xué)者將經(jīng)理自主權(quán)納入企業(yè)行為的研究范疇，提出經(jīng)理效用模型，主要將其應(yīng)用于對(duì)經(jīng)理機(jī)會(huì)主義行為、敗德行為等損害企業(yè)股東利益行為的解釋上。隨著研究的發(fā)展，學(xué)者們對(duì)于經(jīng)理自主權(quán)的認(rèn)識(shí)日益全面：經(jīng)理自主權(quán)對(duì)企業(yè)不僅存在成本效應(yīng)，而且存在收益效應(yīng)，如Hart和Moore[ 4 ]等的研究;負(fù)債對(duì)投資的治理作用與經(jīng)理自主權(quán)存在密切的關(guān)系，負(fù)債融資主要通過破產(chǎn)機(jī)制和降低企業(yè)的自由現(xiàn)金流等來限制經(jīng)理人在投資決策方面的權(quán)力，抑制其進(jìn)行非效率投資，進(jìn)而提高企業(yè)績(jī)效。

中國(guó)經(jīng)濟(jì)環(huán)境下，民營(yíng)企業(yè)投資在推動(dòng)我國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展和促進(jìn)就業(yè)方面發(fā)揮著重要的作用，民營(yíng)企業(yè)以市場(chǎng)化為主導(dǎo)，創(chuàng)新能力強(qiáng)，投資效率高。我國(guó)大多數(shù)私營(yíng)企業(yè)為中小企業(yè)，中小企業(yè)是實(shí)施大眾創(chuàng)業(yè)、萬眾創(chuàng)新的重要載體，在增加就業(yè)、促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)、科技創(chuàng)新與社會(huì)和諧穩(wěn)定等方面具有不可替代的作用，對(duì)國(guó)民經(jīng)濟(jì)和社會(huì)發(fā)展具有重要的戰(zhàn)略意義。國(guó)家統(tǒng)計(jì)局?jǐn)?shù)據(jù)顯示，2015年，中國(guó)企業(yè)法人單位數(shù)12 593 254家，其中國(guó)有控股企業(yè)法人單位291 263家;2016年末，全國(guó)規(guī)模以上中小工業(yè)企業(yè)37.0萬戶，比2015年末增加0.5萬戶企業(yè)。其中，中型企業(yè)5.4萬戶，占中小企業(yè)戶數(shù)的14.6%;小型企業(yè)31.6萬戶，占中小企業(yè)戶數(shù)的85.4%。我國(guó)民營(yíng)企業(yè)發(fā)展迅速，在經(jīng)濟(jì)發(fā)展中的作用越來越重要，已經(jīng)成為我國(guó)經(jīng)濟(jì)的重要支柱。而民營(yíng)企業(yè)很大一部分屬于家族式的管理模式，所有權(quán)和經(jīng)營(yíng)權(quán)往往是合為一體的，這種管理模式在我國(guó)社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)生巨大變化的今天弊端尤其突出。為了順應(yīng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的需要，民營(yíng)企業(yè)逐漸進(jìn)行管理創(chuàng)新，大量引進(jìn)外來人才擔(dān)任職業(yè)經(jīng)理人對(duì)企業(yè)進(jìn)行職業(yè)化的管理，使企業(yè)管理更加科學(xué)化、規(guī)范化。我國(guó)民營(yíng)企業(yè)進(jìn)行現(xiàn)代企業(yè)管理正處于起步階段，經(jīng)理人的自主權(quán)對(duì)企業(yè)重要決策尤其是投資決策到底有何影響尚不明確，對(duì)民營(yíng)企業(yè)經(jīng)理自主權(quán)的研究在我國(guó)還是一個(gè)相對(duì)空白的領(lǐng)域。因此本文主要分析民營(yíng)企業(yè)經(jīng)理自主權(quán)、財(cái)務(wù)杠桿與投資支出的關(guān)系，研究重點(diǎn)是民營(yíng)企業(yè)的經(jīng)理自主權(quán)對(duì)投資的影響。

二、文獻(xiàn)綜述與研究假設(shè)

在我國(guó)企業(yè)尤其是民營(yíng)企業(yè)中，經(jīng)理人的晉升機(jī)會(huì)和業(yè)績(jī)?cè)u(píng)價(jià)通常與企業(yè)的規(guī)模和成長(zhǎng)性正相關(guān)，因?yàn)閲?guó)有企業(yè)的經(jīng)理人需要考慮國(guó)家政策和自身政治生涯等非經(jīng)濟(jì)因素，因此其評(píng)價(jià)機(jī)制并不僅僅是企業(yè)規(guī)模、經(jīng)營(yíng)績(jī)效和企業(yè)成長(zhǎng)性。為了更深入和全面地研究經(jīng)理自主權(quán)、財(cái)務(wù)杠桿與投資的關(guān)系，本文將經(jīng)理自主權(quán)分為內(nèi)部職位權(quán)、外部聲望權(quán)和資源運(yùn)作權(quán)，并將三個(gè)變量加入模型中，研究三者分別對(duì)投資的影響。Jensen[ 5 ]認(rèn)為，現(xiàn)代企業(yè)中的兩權(quán)分離，使管理者有動(dòng)機(jī)為了自身利益進(jìn)行過度投資，使企業(yè)成長(zhǎng)過速，超出其最優(yōu)規(guī)模。Jensen和Meckling[ 6 ]認(rèn)為當(dāng)管理者擁有部分股權(quán)時(shí)，兩權(quán)分離導(dǎo)致其有動(dòng)機(jī)擴(kuò)大投資規(guī)模，這可以增加其控制權(quán)收益，而其自身只需承擔(dān)部分成本，發(fā)生管理者帝國(guó)建設(shè)行為。Jensen進(jìn)一步指出，當(dāng)企業(yè)存在大量的自由現(xiàn)金流且成長(zhǎng)性較低時(shí)，容易發(fā)生管理者帝國(guó)建設(shè)行為。Ashenfelter[ 7 ]，譚慶美等[ 8 ]研究表明，經(jīng)理獲得報(bào)酬的增加與企業(yè)規(guī)模正相關(guān)，即公司規(guī)模的增長(zhǎng)會(huì)使經(jīng)理人的報(bào)酬成倍增加;Jensen[ 9 ]的研究表明，通常企業(yè)的規(guī)模與管理者的晉升機(jī)會(huì)和可能正相關(guān)，因此管理者存在擴(kuò)張企業(yè)規(guī)模的內(nèi)在動(dòng)力。

經(jīng)理自主權(quán)主要受三方面的影響。首先，經(jīng)理人在企業(yè)中的地位，Hambrick和Finkelstein[ 10 ]，Adams和Hossain[ 11 ]，Malekzadeh[ 12 ]以及李有根[ 13 ]等學(xué)者都指出經(jīng)理在董事會(huì)中的地位及其在企業(yè)中的領(lǐng)導(dǎo)地位對(duì)于其自主權(quán)有關(guān)鍵性的影響。其次，Zaleznik和Kets[ 14 ]，Hambrick[ 15 ]等認(rèn)為，經(jīng)理自主權(quán)受到經(jīng)理人個(gè)人特性所影響，包括經(jīng)理人的工作經(jīng)歷、個(gè)人背景、性格特點(diǎn)、風(fēng)險(xiǎn)偏好等方面的個(gè)人特性;Hambrick[ 15 ]，Hickson和Hinings[ 16 ]以及Perrow[ 17 ]和Jensen等的研究則指出，經(jīng)理人對(duì)關(guān)鍵資源的控制力對(duì)其自主權(quán)有重要的影響，這些關(guān)鍵的資源包括企業(yè)的大客戶、核心技術(shù)、重要的政府關(guān)系、對(duì)于企業(yè)資金的控制力度等等。最后，Mceachern[ 18 ]，Salancik和Pfeffer[ 19 ]等都認(rèn)為經(jīng)理人在外界的兼職水平、社會(huì)地位及外部聲望等對(duì)其在企業(yè)內(nèi)部的權(quán)力大小有重要的影響。

蘇文兵等[ 20 ]研究發(fā)現(xiàn)，經(jīng)理自主權(quán)總體上對(duì)企業(yè)的R&D投入強(qiáng)度有顯著的正面影響，其中以董事長(zhǎng)與總經(jīng)理“二職兼任”為特征的經(jīng)理職位權(quán)和以營(yíng)運(yùn)資金或自由現(xiàn)金流為特征的經(jīng)理運(yùn)作權(quán)與R&D投入強(qiáng)度顯著正相關(guān)。根據(jù)代理理論、成本理論，委托人防止代理人損害自身利益需要付出必要的成本，當(dāng)經(jīng)理人內(nèi)部結(jié)構(gòu)化權(quán)力過大時(shí)，其可能擁有與董事會(huì)對(duì)抗的力量，做出對(duì)自己更加有利的投資決策[ 21 ]，此時(shí)代理成本會(huì)增加。葉玲和王亞星[ 22 ]認(rèn)為，當(dāng)民營(yíng)企業(yè)經(jīng)理人權(quán)力較高，比如在董事會(huì)擔(dān)任職務(wù)時(shí)，其受到的制約會(huì)減少，使企業(yè)績(jī)效下降。王德魯和宋學(xué)鋒[ 23 ]也表達(dá)了同樣的觀點(diǎn)。因此，若經(jīng)理人權(quán)力過大，則可能不受董事會(huì)控制，從而做出對(duì)自身有利的投資決策，降低企業(yè)投資效率與質(zhì)量。經(jīng)理人外部兼職水平高，則企業(yè)在外界的認(rèn)知程度更高，會(huì)影響民營(yíng)企業(yè)吸引資源的能力。Kennedy和Moore指出，經(jīng)理人通過外部兼職便于為本企業(yè)連接利益關(guān)系人，譬如商業(yè)或政府合作伙伴、上下游廠商等，加強(qiáng)合作關(guān)系，減少企業(yè)的外部不確定性，從而做出準(zhǔn)確的投資判斷。CEO進(jìn)行準(zhǔn)確的投資判斷可進(jìn)一步使民營(yíng)企業(yè)獲利。本文基于前人的研究歸納出經(jīng)理自主權(quán)的三個(gè)維度——內(nèi)部職位權(quán)、外部聲望權(quán)和資源控制權(quán)。

根據(jù)Jensen和Meckling的委托代理理論，企業(yè)中主要存在兩類委托代理關(guān)系，經(jīng)理人和股東、股東和債權(quán)人，而財(cái)務(wù)杠桿能夠?qū)@兩類委托代理關(guān)系進(jìn)行調(diào)節(jié)，使企業(yè)的非效率投資行為得到抑制。一方面，財(cái)務(wù)杠桿能夠影響經(jīng)理人與股東的委托代理沖突;另一方面，財(cái)務(wù)杠桿也能影響股東與債權(quán)人的委托代理沖突，隨著財(cái)務(wù)杠桿的提高，債權(quán)人能夠預(yù)期到股東有可能將負(fù)債融資取得的資金投入高風(fēng)險(xiǎn)的項(xiàng)目以謀取高額收益的機(jī)會(huì)主義行為，因而會(huì)通過增加利息、訂立更為嚴(yán)苛的債務(wù)條款來提高企業(yè)的債務(wù)融資成本，限制股東的機(jī)會(huì)主義行為，使企業(yè)的非效率投資行為得到抑制。財(cái)務(wù)杠桿的存在，抑制了經(jīng)理人的自主權(quán)，那么經(jīng)理自主權(quán)的三個(gè)維度必然也會(huì)受到抑制，基于此，本文提出如下假設(shè)：

假設(shè)1：在民營(yíng)企業(yè)中，經(jīng)理自主權(quán)對(duì)投資有顯著的影響作用。

假設(shè)2：財(cái)務(wù)杠桿的治理效應(yīng)抑制了經(jīng)理自主權(quán)對(duì)投資的影響。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）變量設(shè)計(jì)

本文研究經(jīng)理自主權(quán)、財(cái)務(wù)杠桿與投資行為之間的關(guān)系影響，投資行為包括投資規(guī)模和投資效率兩方面。選取投資支出表示投資規(guī)模;對(duì)于投資效率，本文將樣本企業(yè)與行業(yè)平均水平相比，分為投資過度和投資不足，分別研究經(jīng)理自主權(quán)在其中所起的作用。經(jīng)理自主權(quán)是本文研究的重要自變量，根據(jù)前人的研究，本文認(rèn)為經(jīng)理自主權(quán)的影響因素分為三個(gè)方面，組織內(nèi)部的地位、對(duì)組織關(guān)鍵資源的控制及在外部環(huán)境中的聲望，從三個(gè)維度綜合考察經(jīng)理自主權(quán)，即內(nèi)部職位權(quán)、外部聲望權(quán)和資源控制權(quán)。經(jīng)理自主權(quán)具體指標(biāo)的測(cè)量方法見表1。

本文選取企業(yè)規(guī)模、現(xiàn)金流量、銷售收入、成長(zhǎng)性、股權(quán)制衡度、管理者持股、時(shí)間和行業(yè)虛擬變量作為控制變量，變量定義如表2。

（二）模型設(shè)定

本文采用多元回歸分析模型來研究經(jīng)理自主權(quán)對(duì)投資支出的影響，以及其對(duì)財(cái)務(wù)杠桿與投資支出關(guān)系的影響。首先，為了研究經(jīng)理自主權(quán)對(duì)企業(yè)投資行為的治理作用，以經(jīng)理自主權(quán)為自變量，企業(yè)規(guī)模、企業(yè)自由現(xiàn)金流量、銷售收入、成長(zhǎng)性、股權(quán)制衡度和管理者持股為控制變量，建立模型（1）：

（三）樣本選取及研究工具

本文實(shí)證研究的總體樣本數(shù)據(jù)主要來自于深圳國(guó)泰安數(shù)據(jù)庫(kù)（CSMAR），部分缺失的數(shù)據(jù)采取人工收集的方法進(jìn)行填補(bǔ)。具體如下：（1）剔除金融類上市公司;（2）剔除存在缺失的數(shù)據(jù)樣本;（3）剔除交叉上市公司的數(shù)據(jù);（4）剔除被ST或PT的樣本;（5）對(duì)存在異常值的主要變量數(shù)據(jù)進(jìn)行剔除，包括投資支出數(shù)據(jù)分布兩端前1%和后1%的樣本，銷售收入為負(fù)以及高于50的樣本，財(cái)務(wù)杠桿為負(fù)或高于1的樣本及經(jīng)理人兼職信息不全的樣本。本文選取2010年至2017年在上海證券交易所與深圳證券交易所所有A股上市公司為研究對(duì)象，根據(jù)以上原則進(jìn)行篩選整理，最后共獲得有效非平衡面板觀測(cè)值9 963個(gè)。其中國(guó)有企業(yè)樣本5 651個(gè)，民營(yíng)企業(yè)樣本4 312個(gè)，本文實(shí)證研究所采用的軟件為Stata12.0。

（四）因子分析

本文選取了六個(gè)指標(biāo)測(cè)量經(jīng)理自主權(quán)標(biāo)，分別為內(nèi)部領(lǐng)導(dǎo)地位、經(jīng)理頭銜數(shù)、外部兼職水平、營(yíng)運(yùn)資金比率、貨幣資金比率以及流動(dòng)資產(chǎn)比率。為了驗(yàn)證整個(gè)指標(biāo)的有效性，用主成分法（Principal Component Analysis）進(jìn)行因子分析，結(jié)果如表3。

由表3可以看到，KMO值為0.710，巴特利球度檢驗(yàn)顯著，拒絕原假設(shè)，從這一分析結(jié)果可以初步推斷經(jīng)理自主權(quán)的指標(biāo)體系是有效的。主成分法提取了兩個(gè)公因子，從因子載荷矩陣可以看出，第一個(gè)公因子中營(yíng)運(yùn)資金比率（YYBL）、貨幣資金比率（HBBL）以及流動(dòng)資產(chǎn)比率（LDBL）的因子負(fù)載均大于0.9，顯著高于其他指標(biāo)，因此第一個(gè)公因子可以理解為資源控制因子;第二個(gè)公因子中內(nèi)部領(lǐng)導(dǎo)地位和經(jīng)理頭銜數(shù)均接近0.9，所以第二個(gè)公因子可以理解為經(jīng)理領(lǐng)導(dǎo)地位因子。雖然兼職水平并未被提取為公因子，然而理論分析顯示兼職水平能夠很好地反映經(jīng)理自主權(quán)，因此，本文未將兼職水平代表的外部聲望權(quán)從經(jīng)理自主權(quán)變量中剔除，而是保留對(duì)其進(jìn)行分析，研究經(jīng)理自主權(quán)綜合變量以及各個(gè)分解變量在財(cái)務(wù)杠桿與投資支出關(guān)系中所起的作用。

四、實(shí)證結(jié)果與分析

（一）多重共線性檢驗(yàn)

在民營(yíng)企業(yè)樣本中，對(duì)所研究主要變量做兩兩相關(guān)性分析，結(jié)果如表4。一般變量間相關(guān)系數(shù)高于0.9時(shí)可判定存在多重共線性。從表4中可以看出，本文研究變量間兩兩相關(guān)的程度較低，大部分變量間的相關(guān)系數(shù)低于0.3，從相關(guān)性分析結(jié)果可初步判斷本文研究變量間不存在多重共線性問題。

（二）民營(yíng)企業(yè)經(jīng)理自主權(quán)、財(cái)務(wù)杠桿與投資支出關(guān)系的模型檢驗(yàn)

1.民營(yíng)企業(yè)和國(guó)有企業(yè)經(jīng)理自主權(quán)、財(cái)務(wù)杠桿與投資支出的關(guān)系對(duì)比

本文將全體樣本分為國(guó)有企業(yè)和民營(yíng)企業(yè)并分別進(jìn)行實(shí)證研究，同時(shí)比較經(jīng)理自主權(quán)、財(cái)務(wù)杠桿在不同性質(zhì)企業(yè)中對(duì)投資支出的影響有什么異同。首先，對(duì)比混合OLS、固定效應(yīng)和隨機(jī)效應(yīng)模型，如表5，選擇適合本文研究的模型，從回歸結(jié)果來看，固定效應(yīng)模型最優(yōu)，所以本文選擇固定效應(yīng)模型。

由表5可以看出：模型（1）F檢驗(yàn)值為1.52，BP檢驗(yàn)值為10.63，Hausman檢驗(yàn)值為49.69，且都在0.01水平下顯著，說明固定效應(yīng)模型最優(yōu);模型（2）F檢驗(yàn)值為1.55，BP檢驗(yàn)值為11.28，Hausman檢驗(yàn)值為44.16，且都在0.01水平下顯著，說明固定效應(yīng)模型最優(yōu)。由此得出結(jié)論，固定效應(yīng)模型最優(yōu)，因此本文在后面的研究中都采用固定效應(yīng)模型。國(guó)有企業(yè)和民營(yíng)企業(yè)的回歸結(jié)果如表6、表7。

從國(guó)有企業(yè)的回歸結(jié)果來看（表6），自變量財(cái)務(wù)杠桿與投資支出雖然存在負(fù)相關(guān)關(guān)系，但是結(jié)果不顯著，這說明在國(guó)有企業(yè)中預(yù)算軟約束嚴(yán)重，財(cái)務(wù)杠桿難以起到公司治理的作用抑制投資支出。經(jīng)理自主權(quán)在前兩個(gè)模型中與投資支出的關(guān)系并不顯著，而在第三個(gè)模型中，經(jīng)理自主權(quán)與投資支出系數(shù)為-0.128，在0.1水平下負(fù)相關(guān)，說明經(jīng)理自主權(quán)在國(guó)有企業(yè)中對(duì)投資支出有一定的抑制作用。在模型（3）中經(jīng)理自主權(quán)和財(cái)務(wù)杠桿的交叉項(xiàng)與投資支出回歸系數(shù)為0.292，在0.05水平下正相關(guān)，說明雖然經(jīng)理自主權(quán)與投資支出顯著負(fù)相關(guān)，但是由于國(guó)有企業(yè)預(yù)算軟約束的存在，經(jīng)理人通過影響財(cái)務(wù)杠桿容易獲得負(fù)債融資，因此在保障自身職業(yè)安全和發(fā)展的情況下，會(huì)傾向于進(jìn)行投資，擴(kuò)大企業(yè)規(guī)模，提高自己的經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)，以便為自身謀取政治和經(jīng)濟(jì)利益。

在民營(yíng)企業(yè)的回歸結(jié)果中（表7），可發(fā)現(xiàn)其與國(guó)有企業(yè)顯著不同。首先，財(cái)務(wù)杠桿的公司治理作用在民營(yíng)企業(yè)中很明顯，財(cái)務(wù)杠桿的系數(shù)為-0.653，且在0.01水平下顯著負(fù)相關(guān)，這說明在民營(yíng)企業(yè)中財(cái)務(wù)杠桿起到了很好的約束投資和企業(yè)帝國(guó)建設(shè)行為的作用。這與之前學(xué)者們的研究結(jié)果一致。民營(yíng)企業(yè)沒有政府作為強(qiáng)大后盾，盈虧自負(fù)，私有性質(zhì)致使民營(yíng)企業(yè)在融資過程中尤其是負(fù)債融資的難度大于國(guó)有企業(yè)，也就是民營(yíng)企業(yè)不存在預(yù)算軟約束，因此民營(yíng)企業(yè)中財(cái)務(wù)杠桿與投資支出的負(fù)相關(guān)關(guān)系較國(guó)有企業(yè)更為顯著。就經(jīng)理自主權(quán)對(duì)投資支出的影響，模型（3）的結(jié)果顯示其在0.01水平下正相關(guān)，系數(shù)為0.248，說明經(jīng)理自主權(quán)在民營(yíng)企業(yè)中對(duì)投資支出有顯著的正向作用，驗(yàn)證了假設(shè)1。

民營(yíng)企業(yè)對(duì)經(jīng)理人的績(jī)效評(píng)估與國(guó)有企業(yè)不同，國(guó)有企業(yè)看重經(jīng)理人在位期間政治目標(biāo)的實(shí)現(xiàn)，民營(yíng)企業(yè)更多是基于經(jīng)理人在位期間為企業(yè)帶來了多少實(shí)際收益以及企業(yè)投資規(guī)模的增長(zhǎng)，因此經(jīng)理人為了自身利益更傾向于進(jìn)行投資，增大企業(yè)規(guī)模。經(jīng)理自主權(quán)和財(cái)務(wù)杠桿的交叉項(xiàng)對(duì)投資支出在0.01水平下存在負(fù)向作用，系數(shù)為-0.557，說明在民營(yíng)企業(yè)中，財(cái)務(wù)杠桿對(duì)投資的治理作用強(qiáng)于經(jīng)理自主權(quán)對(duì)投資的正向影響作用。這是由于民營(yíng)企業(yè)不存在預(yù)算軟約束，一旦不能承擔(dān)負(fù)債融資所帶來的成本，就面臨破產(chǎn)風(fēng)險(xiǎn)，假設(shè)2得到了初步驗(yàn)證。

2.民營(yíng)企業(yè)經(jīng)理自主權(quán)不同維度、財(cái)務(wù)杠桿與投資支出關(guān)系的模型檢驗(yàn)

由于經(jīng)理自主權(quán)是由經(jīng)理職位權(quán)、外部聲望權(quán)和資源控制權(quán)三個(gè)維度組成的一個(gè)綜合變量，為了深入研究經(jīng)理自主權(quán)與投資支出的關(guān)系，本文將經(jīng)理自主權(quán)三個(gè)維度分別加入到模型中，研究在民營(yíng)企業(yè)中各個(gè)維度對(duì)投資支出的影響，結(jié)果如表8。

表8中模型（4）是經(jīng)理自主權(quán)三個(gè)維度的變量單獨(dú)對(duì)投資支出的影響，從結(jié)果可以看出，修正后的R2為23.08%，模型擬合度較好。回歸結(jié)果中，經(jīng)理自主權(quán)的內(nèi)部職位權(quán)系數(shù)為0.028，且在0.1水平下顯著，說明經(jīng)理人在企業(yè)的內(nèi)部領(lǐng)導(dǎo)地位越高、頭銜數(shù)越多，例如當(dāng)經(jīng)理人兼任董事長(zhǎng)、副董事長(zhǎng)或者董事時(shí)，其對(duì)企業(yè)的投資影響會(huì)越大，而且更傾向于投資。外部聲望權(quán)的系數(shù)為0.013，但不顯著，說明在民營(yíng)企業(yè)中，經(jīng)理人在外部組織中擔(dān)任職位對(duì)其在企業(yè)內(nèi)部的自主權(quán)影響不大。資源控制權(quán)的系數(shù)為0.024，且在0.05水平下顯著，說明當(dāng)經(jīng)理人可控制的企業(yè)資源越多，如企業(yè)貨幣資金、流動(dòng)資金、營(yíng)運(yùn)資金等，經(jīng)理人可直接利用的資源就越多，其更傾向于進(jìn)行投資，擴(kuò)大企業(yè)規(guī)模。因?yàn)槠髽I(yè)規(guī)模和增長(zhǎng)速度的增長(zhǎng)能夠?yàn)榻?jīng)理人帶來職位的提升和經(jīng)濟(jì)效益，進(jìn)一步驗(yàn)證了假設(shè)1。

模型（5）在模型（4）的基礎(chǔ)上加入了財(cái)務(wù)杠桿，從結(jié)果可以看出，財(cái)務(wù)杠桿對(duì)民營(yíng)企業(yè)投資的治理作用明顯，與前面的研究結(jié)果一致。經(jīng)理自主權(quán)各個(gè)維度的回歸結(jié)果與模型（4）類似，而且模型（5）的擬合度較模型（4）有了較明顯的提升，模型（5）的R2為28.73%。模型（6）中加入了經(jīng)理自主權(quán)各個(gè)維度與財(cái)務(wù)杠桿的交叉項(xiàng)，R2為29.28%，較模型（5）有了小幅度的提升。觀察模型（6）的回歸結(jié)果，經(jīng)理自主權(quán)的三個(gè)維度系數(shù)和顯著性未發(fā)生較明顯的變化，說明三個(gè)維度在民營(yíng)企業(yè)中對(duì)投資支出的影響較穩(wěn)定。內(nèi)部職位權(quán)和財(cái)務(wù)杠桿的交叉項(xiàng)系數(shù)為-0.01，且在0.1水平下顯著，說明雖然內(nèi)部職位權(quán)對(duì)投資支出存在顯著的正向作用，但是由于財(cái)務(wù)杠桿的存在，經(jīng)理人必須考慮負(fù)債的抑制效應(yīng)。外部聲望權(quán)與財(cái)務(wù)杠桿的交叉項(xiàng)與投資的系數(shù)為0.001，且不顯著，說明財(cái)務(wù)杠桿很難通過影響經(jīng)理人的外部聲望權(quán)來影響企業(yè)的投資決策。資源控制權(quán)與財(cái)務(wù)杠桿的交叉項(xiàng)系數(shù)為-0.013，且在0.1水平下顯著，說明民營(yíng)企業(yè)財(cái)務(wù)杠桿的存在抑制了經(jīng)理人的資源控制權(quán)，進(jìn)一步驗(yàn)證了假設(shè)2。

3.不同投資效率樣本經(jīng)理自主權(quán)不同維度、財(cái)務(wù)杠桿與投資支出關(guān)系的模型檢驗(yàn)

筆者將民營(yíng)企業(yè)樣本按照行業(yè)平均標(biāo)準(zhǔn)分為投資過度企業(yè)和投資不足企業(yè)，并使用模型（5）和模型（6）對(duì)其進(jìn)行檢驗(yàn)，觀察在不同投資效率的民營(yíng)企業(yè)中，經(jīng)理自主權(quán)三個(gè)維度對(duì)投資支出的影響有何異同和特點(diǎn)，結(jié)果如表9。

從實(shí)證結(jié)果可以看出，在投資過度樣本中，財(cái)務(wù)杠桿的治理作用較投資不足樣本更為顯著。模型（6）的回歸結(jié)果中投資過度樣本財(cái)務(wù)杠桿系數(shù)為-0.648，在0.01水平下顯著，而在投資不足樣本中財(cái)務(wù)杠桿系數(shù)為-0.122，在0.1水平下顯著，說明在投資過度樣本中，杠桿的治理作用更明顯，與自由現(xiàn)金流量理論一致。經(jīng)理人的內(nèi)部職位權(quán)在投資過度企業(yè)中的系數(shù)為0.084，且在0.05水平下顯著，而在投資不足企業(yè)中系數(shù)為0.015，不顯著，說明在投資過度企業(yè)中，經(jīng)理人的自主權(quán)較大，經(jīng)理人更多兼任董事長(zhǎng)、副董事長(zhǎng)及董事等內(nèi)部職位;在投資不足企業(yè)中經(jīng)理人兼任情況較少，因此內(nèi)部職位權(quán)較低，對(duì)投資的影響作用不顯著。經(jīng)理人的外部聲望權(quán)在投資過度樣本中的系數(shù)為-0.014，在投資不足樣本中的系數(shù)為-0.001，且都不顯著，這是由于在民營(yíng)企業(yè)中，經(jīng)理人在外部是否兼職對(duì)經(jīng)理人在企業(yè)內(nèi)部的決策行為影響不大，因?yàn)槊駹I(yíng)企業(yè)經(jīng)理人所做的投資決策主要還是由其控制的企業(yè)資源和在企業(yè)中的話語權(quán)決定的。經(jīng)理人的資源控制權(quán)在投資過度樣本的系數(shù)為0.304，且在0.05水平下顯著，說明民營(yíng)企業(yè)的現(xiàn)金流量、營(yíng)運(yùn)資金和貨幣資金越充足，經(jīng)理人自主行為的空間越大，其更傾向于進(jìn)行投資，以增加企業(yè)規(guī)模和加快企業(yè)增長(zhǎng)速度，這樣經(jīng)理人的績(jī)效評(píng)估結(jié)果就更好，其自身就能從中獲益;在投資不足樣本中資源控制權(quán)的系數(shù)為0.024，在0.1水平下顯著，雖然投資不足企業(yè)中經(jīng)理人控制的企業(yè)資源可能較投資過度企業(yè)中少，但是經(jīng)理人的自利和帝國(guó)建設(shè)動(dòng)機(jī)會(huì)促使其傾向于進(jìn)行投資。

內(nèi)部職位權(quán)與財(cái)務(wù)杠桿交叉項(xiàng)的系數(shù)在投資過度樣本中為0.328，且在0.01水平下顯著，說明在投資過度的民營(yíng)企業(yè)中經(jīng)理人較大的內(nèi)部職位權(quán)會(huì)影響財(cái)務(wù)杠桿，致使財(cái)務(wù)杠桿的治理效應(yīng)減弱;而投資不足企業(yè)中內(nèi)部職位權(quán)與財(cái)務(wù)杠桿交叉項(xiàng)的系數(shù)為-0.031，且不顯著，說明在投資不足企業(yè)中，經(jīng)理人的自主權(quán)較小，不足以影響投資決策，財(cái)務(wù)杠桿不能通過抑制內(nèi)部職位權(quán)來抑制投資。外部聲望權(quán)與財(cái)務(wù)杠桿交叉項(xiàng)在投資過度樣本的系數(shù)為-0.072，在投資不足樣本的系數(shù)為-0.025，這與上述結(jié)果一致，說明外部聲望權(quán)在民營(yíng)企業(yè)中對(duì)投資決策的影響強(qiáng)度有限。資源控制權(quán)與財(cái)務(wù)杠桿的交叉項(xiàng)在投資過度樣本中的系數(shù)為-0.479且在0.01水平下顯著，在投資不足樣本中的系數(shù)為-0.042且在0.1水平下顯著，說明不論在投資過度企業(yè)還是投資不足企業(yè)中，經(jīng)理人的資源控制權(quán)受到財(cái)務(wù)杠桿的抑制，使得經(jīng)理人在做出投資決策時(shí)更謹(jǐn)慎，以免不當(dāng)?shù)耐顿Y決策使企業(yè)面臨更大的經(jīng)營(yíng)風(fēng)險(xiǎn)。

4.穩(wěn)健性檢驗(yàn)

本文采用制造業(yè)的樣本對(duì)實(shí)證結(jié)果做穩(wěn)健性檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果說明本文得出的實(shí)證結(jié)果具有穩(wěn)健性，由于篇幅所限，在此對(duì)穩(wěn)健性檢驗(yàn)不做贅述。

五、結(jié)論

圍繞經(jīng)理自主權(quán)、財(cái)務(wù)杠桿與投資支出的關(guān)系進(jìn)行理論和實(shí)證分析和討論，希望在前人研究的基礎(chǔ)上，更深入地研究三者之間的關(guān)系及作用機(jī)理?；诒疚牡睦碚摵蛯?shí)證研究，可得出以下結(jié)論。第一，經(jīng)理自主權(quán)對(duì)投資支出的作用正相關(guān)關(guān)系在民營(yíng)企業(yè)比國(guó)有企業(yè)更顯著;第二，將財(cái)務(wù)杠桿加入經(jīng)理自主權(quán)對(duì)投資支出的影響中，發(fā)現(xiàn)財(cái)務(wù)杠桿的治理效應(yīng)抑制了經(jīng)理自主權(quán)的發(fā)揮;第三，將民營(yíng)企業(yè)樣本分為投資過度和投資不足，分別研究經(jīng)理自主權(quán)三個(gè)維度對(duì)投資支出的影響時(shí)，發(fā)現(xiàn)內(nèi)部職位權(quán)對(duì)投資的正向作用在投資過度企業(yè)中比投資不足企業(yè)更顯著，外部聲望權(quán)在投資過度企業(yè)和投資不足企業(yè)中對(duì)投資的影響并不顯著，資源控制權(quán)在投資過度企業(yè)中對(duì)投資的正向作用較投資不足企業(yè)更顯著。在投資過度企業(yè)中，經(jīng)理人的內(nèi)部職位權(quán)足以影響企業(yè)的負(fù)債融資政策，導(dǎo)致財(cái)務(wù)杠桿的治理效用失效。

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