經(jīng)理自主權(quán)、財務(wù)杠桿與投資支出

王魯平 周策 白銀轉(zhuǎn)

【摘 要】 運用代理理論、自由現(xiàn)金流理論、高層理論，以我國上市公司2010年到2017年的數(shù)據(jù)進行多元線性回歸，對經(jīng)理自主權(quán)、財務(wù)杠桿與投資關(guān)系進行分析和檢驗。研究發(fā)現(xiàn)：經(jīng)理自主權(quán)在民營企業(yè)中對投資支出有顯著的正向作用，且這種正向作用較國有企業(yè)更顯著;內(nèi)部職位權(quán)和資源控制權(quán)對投資支出的正向作用顯著;財務(wù)杠桿抑制了經(jīng)理自主權(quán)對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)對投資支出的正向作用;經(jīng)理自主權(quán)對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)能夠通過財務(wù)杠桿增大企業(yè)的投資;財務(wù)杠桿抑制了資源控制權(quán)對投資的正向作用。

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

【中圖分類號】 F830;F275? 【文獻標識碼】 A? 【文章編號】 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)理獲得實質(zhì)控制權(quán)。20世紀30年代，學者們已經(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‘自我永存的團體”。20世紀60年代，Williamson[ 3 ]等學者將經(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)用于對經(jīng)理機會主義行為、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，學者們對于經(jīng)理自主權(quán)的認識日益全面：經(jīng)理自主權(quán)對企業(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;負債對投資的治理作用與經(jīng)理自主權(quán)存在密切的關(guān)系，負債融資主要通過破產(chǎn)機制和降低企業(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，抑制其進行非效率投資，進而提高企業(yè)績效。

中國經(jīng)濟環(huán)境下，民營企業(yè)投資在推動我國經(jīng)濟發(fā)展和促進就業(yè)方面發(fā)揮著重要的作用，民營企業(yè)以市場化為主導，創(chuàng)新能力強，投資效率高。我國大多數(shù)私營企業(yè)為中小企業(yè)，中小企業(yè)是實施大眾創(chuàng)業(yè)、萬眾創(chuàng)新的重要載體，在增加就業(yè)、促進經(jīng)濟增長、科技創(chuàng)新與社會和諧穩(wěn)定等方面具有不可替代的作用，對國民經(jīng)濟和社會發(fā)展具有重要的戰(zhàn)略意義。國家統(tǒng)計局數(shù)據(jù)顯示，2015年，中國企業(yè)法人單位數(shù)12 593 254家，其中國有控股企業(yè)法人單位291 263家;2016年末，全國規(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%。我國民營企業(yè)發(fā)展迅速，在經(jīng)濟發(fā)展中的作用越來越重要，已經(jīng)成為我國經(jīng)濟的重要支柱。而民營企業(yè)很大一部分屬于家族式的管理模式，所有權(quán)和經(jīng)營權(quán)往往是合為一體的，這種管理模式在我國社會經(jīng)濟發(fā)生巨大變化的今天弊端尤其突出。為了順應(yīng)經(jīng)濟發(fā)展的需要，民營企業(yè)逐漸進行管理創(chuàng)新，大量引進外來人才擔任職業(yè)經(jīng)理人對企業(yè)進行職業(yè)化的管理，使企業(yè)管理更加科學化、規(guī)范化。我國民營企業(yè)進行現(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，對民營企業(yè)經(jīng)理自主權(quán)的研究在我國還是一個相對空白的領(lǐng)域。因此本文主要分析民營企業(yè)經(jīng)理自主權(quán)、財務(wù)杠桿與投資支出的關(guān)系，研究重點是民營企業(yè)的經(jīng)理自主權(quán)對投資的影響。

二、文獻綜述與研究假設(shè)

在我國企業(yè)尤其是民營企業(yè)中，經(jīng)理人的晉升機會和業(yè)績評價通常與企業(yè)的規(guī)模和成長性正相關(guān)，因為國有企業(yè)的經(jīng)理人需要考慮國家政策和自身政治生涯等非經(jīng)濟因素，因此其評價機制并不僅僅是企業(yè)規(guī)模、經(jīng)營績效和企業(yè)成長性。為了更深入和全面地研究經(jīng)理自主權(quán)、財務(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)和資源運作權(quán)，并將三個變量加入模型中，研究三者分別對投資的影響。Jensen[ 5 ]認為，現(xiàn)代企業(yè)中的兩權(quán)分離，使管理者有動機為了自身利益進行過度投資，使企業(yè)成長過速，超出其最優(yōu)規(guī)模。Jensen和Meckling[ 6 ]認為當管理者擁有部分股權(quán)時，兩權(quán)分離導致其有動機擴大投資規(guī)模，這可以增加其控制權(quán)收益，而其自身只需承擔部分成本，發(fā)生管理者帝國建設(shè)行為。Jensen進一步指出，當企業(yè)存在大量的自由現(xiàn)金流且成長性較低時，容易發(fā)生管理者帝國建設(shè)行為。Ashenfelter[ 7 ]，譚慶美等[ 8 ]研究表明，經(jīng)理獲得報酬的增加與企業(yè)規(guī)模正相關(guān)，即公司規(guī)模的增長會使經(jīng)理人的報酬成倍增加;Jensen[ 9 ]的研究表明，通常企業(yè)的規(guī)模與管理者的晉升機會和可能正相關(guān)，因此管理者存在擴張企業(yè)規(guī)模的內(nèi)在動力。

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 ]等學者都指出經(jīng)理在董事會中的地位及其在企業(yè)中的領(lǐng)導地位對于其自主權(quán)有關(guān)鍵性的影響。其次，Zaleznik和Kets[ 14 ]，Hambrick[ 15 ]等認為，經(jīng)理自主權(quán)受到經(jīng)理人個人特性所影響，包括經(jīng)理人的工作經(jīng)歷、個人背景、性格特點、風險偏好等方面的個人特性;Hambrick[ 15 ]，Hickson和Hinings[ 16 ]以及Perrow[ 17 ]和Jensen等的研究則指出，經(jīng)理人對關(guān)鍵資源的控制力對其自主權(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、對于企業(yè)資金的控制力度等等。最后，Mceachern[ 18 ]，Salancik和Pfeffer[ 19 ]等都認為經(jīng)理人在外界的兼職水平、社會地位及外部聲望等對其在企業(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)總體上對企業(yè)的R&D投入強度有顯著的正面影響，其中以董事長與總經(jīng)理“二職兼任”為特征的經(jīng)理職位權(quán)和以營運資金或自由現(xiàn)金流為特征的經(jīng)理運作權(quán)與R&D投入強度顯著正相關(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，當經(jīng)理人內(nèi)部結(jié)構(gòu)化權(quán)力過大時，其可能擁有與董事會對抗的力量，做出對自己更加有利的投資決策[ 21 ]，此時代理成本會增加。葉玲和王亞星[ 22 ]認為，當民營企業(yè)經(jīng)理人權(quán)力較高，比如在董事會擔任職務(wù)時，其受到的制約會減少，使企業(yè)績效下降。王德魯和宋學鋒[ 23 ]也表達了同樣的觀點。因此，若經(jīng)理人權(quán)力過大，則可能不受董事會控制，從而做出對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)在外界的認知程度更高，會影響民營企業(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，加強合作關(guān)系，減少企業(yè)的外部不確定性，從而做出準確的投資判斷。CEO進行準確的投資判斷可進一步使民營企業(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，而財務(wù)杠桿能夠?qū)@兩類委托代理關(guān)系進行調(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，隨著財務(wù)杠桿的提高，債權(quán)人能夠預(yù)期到股東有可能將負債融資取得的資金投入高風險的項目以謀取高額收益的機會主義行為，因而會通過增加利息、訂立更為嚴苛的債務(wù)條款來提高企業(yè)的債務(wù)融資成本，限制股東的機會主義行為，使企業(yè)的非效率投資行為得到抑制。財務(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)的三個維度必然也會受到抑制，基于此，本文提出如下假設(shè)：

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

假設(shè)2：財務(wù)杠桿的治理效應(yīng)抑制了經(jīng)理自主權(quán)對投資的影響。

三、研究設(shè)計

（一）變量設(shè)計

本文研究經(jīng)理自主權(quán)、財務(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，本文認為經(jīng)理自主權(quán)的影響因素分為三個方面，組織內(nèi)部的地位、對組織關(guān)鍵資源的控制及在外部環(huán)境中的聲望，從三個維度綜合考察經(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)具體指標的測量方法見表1。

本文選取企業(yè)規(guī)模、現(xiàn)金流量、銷售收入、成長性、股權(quán)制衡度、管理者持股、時間和行業(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)對投資支出的影響，以及其對財務(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

本文實證研究的總體樣本數(shù)據(jù)主要來自于深圳國泰安數(shù)據(jù)庫（CSMAR），部分缺失的數(shù)據(jù)采取人工收集的方法進行填補。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）對存在異常值的主要變量數(shù)據(jù)進行剔除，包括投資支出數(shù)據(jù)分布兩端前1%和后1%的樣本，銷售收入為負以及高于50的樣本，財務(wù)杠桿為負或高于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象，根據(jù)以上原則進行篩選整理，最后共獲得有效非平衡面板觀測值9 963個。其中國有企業(yè)樣本5 651個，民營企業(yè)樣本4 312個，本文實證研究所采用的軟件為Stata12.0。

（四）因子分析

本文選取了六個指標測量經(jīng)理自主權(quán)標，分別為內(nèi)部領(lǐng)導地位、經(jīng)理頭銜數(shù)、外部兼職水平、營運資金比率、貨幣資金比率以及流動資產(chǎn)比率。為了驗證整個指標的有效性，用主成分法（Principal Component Analysis）進行因子分析，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)的指標體系是有效的。主成分法提取了兩個公因子，從因子載荷矩陣可以看出，第一個公因子中營運資金比率（YYBL）、貨幣資金比率（HBBL）以及流動資產(chǎn)比率（LDBL）的因子負載均大于0.9，顯著高于其他指標，因此第一個公因子可以理解為資源控制因子;第二個公因子中內(nèi)部領(lǐng)導地位和經(jīng)理頭銜數(shù)均接近0.9，所以第二個公因子可以理解為經(jīng)理領(lǐng)導地位因子。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，而是保留對其進行分析，研究經(jīng)理自主權(quán)綜合變量以及各個分解變量在財務(wù)杠桿與投資支出關(guān)系中所起的作用。

四、實證結(jié)果與分析

（一）多重共線性檢驗

在民營企業(yè)樣本中，對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）民營企業(yè)經(jīng)理自主權(quán)、財務(wù)杠桿與投資支出關(guān)系的模型檢驗

1.民營企業(yè)和國有企業(yè)經(jīng)理自主權(quán)、財務(wù)杠桿與投資支出的關(guān)系對比

本文將全體樣本分為國有企業(yè)和民營企業(yè)并分別進行實證研究，同時比較經(jīng)理自主權(quán)、財務(wù)杠桿在不同性質(zhì)企業(yè)中對投資支出的影響有什么異同。首先，對比混合OLS、固定效應(yīng)和隨機效應(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檢驗值為1.52，BP檢驗值為10.63，Hausman檢驗值為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檢驗值為1.55，BP檢驗值為11.28，Hausman檢驗值為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。國有企業(yè)和民營企業(yè)的回歸結(jié)果如表6、表7。

從國有企業(yè)的回歸結(jié)果來看（表6），自變量財務(wù)杠桿與投資支出雖然存在負相關(guān)關(guān)系，但是結(jié)果不顯著，這說明在國有企業(yè)中預(yù)算軟約束嚴重，財務(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)在前兩個模型中與投資支出的關(guān)系并不顯著，而在第三個模型中，經(jīng)理自主權(quán)與投資支出系數(shù)為-0.128，在0.1水平下負相關(guān)，說明經(jīng)理自主權(quán)在國有企業(yè)中對投資支出有一定的抑制作用。在模型（3）中經(jīng)理自主權(quán)和財務(wù)杠桿的交叉項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)與投資支出顯著負相關(guān)，但是由于國有企業(yè)預(yù)算軟約束的存在，經(jīng)理人通過影響財務(wù)杠桿容易獲得負債融資，因此在保障自身職業(yè)安全和發(fā)展的情況下，會傾向于進行投資，擴大企業(yè)規(guī)模，提高自己的經(jīng)營業(yè)績，以便為自身謀取政治和經(jīng)濟利益。

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

民營企業(yè)對經(jīng)理人的績效評估與國有企業(yè)不同，國有企業(yè)看重經(jīng)理人在位期間政治目標的實現(xiàn)，民營企業(yè)更多是基于經(jīng)理人在位期間為企業(yè)帶來了多少實際收益以及企業(yè)投資規(guī)模的增長，因此經(jīng)理人為了自身利益更傾向于進行投資，增大企業(yè)規(guī)模。經(jīng)理自主權(quán)和財務(wù)杠桿的交叉項對投資支出在0.01水平下存在負向作用，系數(shù)為-0.557，說明在民營企業(yè)中，財務(wù)杠桿對投資的治理作用強于經(jīng)理自主權(quán)對投資的正向影響作用。這是由于民營企業(yè)不存在預(yù)算軟約束，一旦不能承擔負債融資所帶來的成本，就面臨破產(chǎn)風險，假設(shè)2得到了初步驗證。

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

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)三個維度組成的一個綜合變量，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)三個維度分別加入到模型中，研究在民營企業(yè)中各個維度對投資支出的影響，結(jié)果如表8。

表8中模型（4）是經(jīng)理自主權(quán)三個維度的變量單獨對投資支出的影響，從結(jié)果可以看出，修正后的R2為23.08%，模型擬合度較好?；貧w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)導地位越高、頭銜數(shù)越多，例如當經(jīng)理人兼任董事長、副董事長或者董事時，其對企業(yè)的投資影響會越大，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，說明在民營企業(yè)中，經(jīng)理人在外部組織中擔任職位對其在企業(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、流動資金、營運資金等，經(jīng)理人可直接利用的資源就越多，其更傾向于進行投資，擴大企業(yè)規(guī)模。因為企業(yè)規(guī)模和增長速度的增長能夠為經(jīng)理人帶來職位的提升和經(jīng)濟效益，進一步驗證了假設(shè)1。

模型（5）在模型（4）的基礎(chǔ)上加入了財務(wù)杠桿，從結(jié)果可以看出，財務(wù)杠桿對民營企業(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)各個維度與財務(wù)杠桿的交叉項，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)的三個維度系數(shù)和顯著性未發(fā)生較明顯的變化，說明三個維度在民營企業(yè)中對投資支出的影響較穩(wěn)定。內(nèi)部職位權(quán)和財務(wù)杠桿的交叉項系數(shù)為-0.01，且在0.1水平下顯著，說明雖然內(nèi)部職位權(quán)對投資支出存在顯著的正向作用，但是由于財務(wù)杠桿的存在，經(jīng)理人必須考慮負債的抑制效應(yīng)。外部聲望權(quán)與財務(wù)杠桿的交叉項與投資的系數(shù)為0.001，且不顯著，說明財務(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)與財務(wù)杠桿的交叉項系數(shù)為-0.013，且在0.1水平下顯著，說明民營企業(yè)財務(wù)杠桿的存在抑制了經(jīng)理人的資源控制權(quán)，進一步驗證了假設(shè)2。

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

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

從實證結(jié)果可以看出，在投資過度樣本中，財務(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、副董事長及董事等內(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，這是由于在民營企業(yè)中，經(jīng)理人在外部是否兼職對經(jīng)理人在企業(yè)內(nèi)部的決策行為影響不大，因為民營企業(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，說明民營企業(yè)的現(xiàn)金流量、營運資金和貨幣資金越充足，經(jīng)理人自主行為的空間越大，其更傾向于進行投資，以增加企業(yè)規(guī)模和加快企業(yè)增長速度，這樣經(jīng)理人的績效評估結(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)理人的自利和帝國建設(shè)動機會促使其傾向于進行投資。

內(nèi)部職位權(quán)與財務(wù)杠桿交叉項的系數(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企業(yè)中經(jīng)理人較大的內(nèi)部職位權(quán)會影響財務(wù)杠桿，致使財務(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)與財務(wù)杠桿交叉項的系數(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)與財務(wù)杠桿交叉項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)在民營企業(yè)中對投資決策的影響強度有限。資源控制權(quán)與財務(wù)杠桿的交叉項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)受到財務(wù)杠桿的抑制，使得經(jīng)理人在做出投資決策時更謹慎，以免不當?shù)耐顿Y決策使企業(yè)面臨更大的經(jīng)營風險。

4.穩(wěn)健性檢驗

本文采用制造業(yè)的樣本對實證結(jié)果做穩(wěn)健性檢驗，檢驗結(jié)果說明本文得出的實證結(jié)果具有穩(wěn)健性，由于篇幅所限，在此對穩(wěn)健性檢驗不做贅述。

五、結(jié)論

圍繞經(jīng)理自主權(quán)、財務(wù)杠桿與投資支出的關(guān)系進行理論和實證分析和討論，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)系及作用機理?；诒疚牡睦碚摵蛯嵶C研究，可得出以下結(jié)論。第一，經(jīng)理自主權(quán)對投資支出的作用正相關(guān)關(guān)系在民營企業(yè)比國有企業(yè)更顯著;第二，將財務(wù)杠桿加入經(jīng)理自主權(quán)對投資支出的影響中，發(fā)現(xiàn)財務(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)三個維度對投資支出的影響時，發(fā)現(xiàn)內(nèi)部職位權(quán)對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)的負債融資政策，導致財務(wù)杠桿的治理效用失效。

【參考文獻】

[1] 張三保，張志學.管理自主權(quán)：融會中國與西方、連接宏觀與微觀[J].管理世界，2014（3）：102-118.

[2] BERLE A A， MEANS G C. The modern corporation and private property[M].New York：Mac-Millan，1932.

[3] WILLIAMSON，OLIVER E. Managerial discretion and business behavior[J]. The American Economic Review，1963，53（5）：1032-1057.

[4] OLIVER H，JOHN M. Property rights and the nature of the firm[J]. Journal of Political Economy，1990，98（6）：1119-1158.

[5] JENSEN M C. Agency costs of free cash flow， corporate finance，and takeovers[J].The American Economic Review，1986，76（2）：323-329.

[6] JENSEN M C，MECKLING W H. Theory of the firm： managerial behavior， agency costs and ownership structure[J]. Journal of Financial Economics，1976，3（4）：305-360.

[7] ASHENFELTER O，CARD D. Handbook of labor economics[M].Executive Science Ltd，1999.

[8] 譚慶美，陳欣，張娜，等.管理層權(quán)力、外部治理機制與過度投資[J].管理科學，2015，28（4）：59-70.

[9] JENSEN M C. The modern industrial revolution， exit， and the failure of internal control systems[J]. the Journal of Finance，1993，48（3）：831-880.

[10] HAMBRICK D C，F(xiàn)INKELSTEIN S. Managerial discretion： a bridge between polar views of organizational outcomes[J]. Research in Corganizational Behavior，1987（9）：369-406.

[11] ADAMS M，HOSSAIN M. Managerial discretion and voluntary disclosure： empirical evidence from the New Zealand life insurance industry[J]. Journal of Accounting and Public Policy，1998，17（3）：245-281.

[12] MALEKZADEH A R， MCWILLIAMS V B， SEN N. Implications of CEO structural and ownership powers，board ownership and composition on the market's reaction to antitakeover charter amendments[J]. Journal of Applied Business Research，1998，14（3）：53-63.

[13] 李有根.公司治理中的經(jīng)理自主權(quán)研究[D].西安交通大學博士學位論文，2002.

[14] ZALEZNIK A，KETS? DE? VRIES? M? F. Power and the corporate mind[M]. Houghton Mifflin，1975.

[15] HAMBRICK D C. Environment， strategy， and power within top management teams[J]. Administrative Science Quarterly，1981（26）：253-275.

[16] HICKSON D J， HININGS C R， LEE C A，et al. A strategic contingencies' theory of intraorganizational power[J].Administrative Science Quarterly，1971，16（2）：216-229.

[17] PERROW C. Departmental power and perspectives in industrial firms[J]. Power in Organizations，1970（7）：59-89.

[18] MCEACHRN W A. Management control and performance[R].Lexington：Heath and Company，1975.

[19] SALANCIK G R，PFEFFER J. Effects of ownership and performance on executive tenure in U.S. corporations[J].Academy of Management journal，1980，23（4）：653-664.

[20] 蘇文兵，李心合，徐東輝，等.經(jīng)理自主權(quán)與R&D投入的相關(guān)性檢驗：來自中國證券市場的經(jīng)驗證據(jù)[J].研究與發(fā)展管理，2010，22（4）：30-38.

[21] WRIGHT P， KROLL M. Executive discretion and corporate performance as determinants of CEO compensation，contingent on external monitoring activities[J]. Journal of Management and Governance，2002，6（3）：189-214.

[22] 葉玲，王亞星.管理者過度自信、企業(yè)投資與企業(yè)績效：基于我國A股上市公司的實證檢驗[J].山西財經(jīng)大學學報，2013，35（1）：116-124.

[23] 王德魯，宋學鋒.公司治理機制、管理者過度自信對企業(yè)與市場績效的影響：基于不同所有權(quán)性質(zhì)視角的經(jīng)驗檢驗[J].現(xiàn)代財經(jīng)（天津財經(jīng)大學學報），2013，33（5）：72-87.