孔 瑩，姚明安

（汕頭大學(xué)商學(xué)院，廣東 汕頭 515063）

一、引言

財務(wù)杠桿與企業(yè)投資的關(guān)系是公司金融研究中的重要問題之一。有關(guān)這一問題的經(jīng)驗分析主要回答兩個問題：其一，財務(wù)杠桿對企業(yè)投資是否具有顯著的抑制作用？其二，這種抑制作用（如果有的話）是因為債務(wù)的治理機制約束了企業(yè)的過度投資行為，還是因為債務(wù)的使用減少了股東（經(jīng)理人）對盈利項目的投資動機？或許是因為經(jīng)驗分析中“過度投資”與“投資不足”識別上的困難，有關(guān)這一主題的經(jīng)驗分析直到上世紀(jì)90年代中期才陸續(xù)出現(xiàn)。

最早的證據(jù)來自Lang 等對美國工業(yè)類上市公司的考察，［1］他們在控制一系列公司特征變量的影響后發(fā)現(xiàn)，企業(yè)未來的投資增長同當(dāng)前的財務(wù)杠桿顯著負相關(guān)，并且二者之間存在的這種關(guān)系只適用于成長機會缺乏的公司，而在高成長公司中并不存在。學(xué)者們隨后展開的研究也得出了類似的結(jié)論，如Aivazian 等對加拿大工業(yè)類上市公司的考察。［2］綜合這些發(fā)現(xiàn)，可以認為，債務(wù)的使用更多的是發(fā)揮了對企業(yè)過度投資的治理效應(yīng)，而不是帶來投資不足問題。

國內(nèi)不少學(xué)者對財務(wù)杠桿與企業(yè)投資的關(guān)系也作了有益的探索。這些研究大致可分為兩類，一類是參照國外同類研究的做法，如江偉［3］、童盼和陸正飛［4］。另一類是近幾年才出現(xiàn)的，他們在國外研究的基礎(chǔ)上，考慮了中國特有的一些制度因素，如姚明安等在股權(quán)集中的背景下檢驗了財務(wù)杠桿對企業(yè)投資的影響［5］，辛清泉等在政府、銀行和企業(yè)三方的預(yù)算軟約束框架內(nèi)考察了財務(wù)杠桿的治理效應(yīng)［6］。

理論上，財務(wù)杠桿對企業(yè)投資的抑制作用源于債權(quán)的固定索取權(quán)性質(zhì)，而這一性質(zhì)能否實際發(fā)揮作用在很大程度上又依賴于“他人企圖奪取和政府予以保護的程度”［7］，即企業(yè)所在地治理環(huán)境的好壞。另外，正如后面的分析所表明的，企業(yè)的治理環(huán)境甚至也可能影響企業(yè)的杠桿水平。［8］這些情況的存在意味著，國內(nèi)外現(xiàn)有文獻在投資方程中未考慮治理環(huán)境這一因素實際上暗含了一個重要前提，即不同企業(yè)面臨的治理環(huán)境基本相同。很顯然，這一前提條件嚴重背離了中國目前的實際情況。［9］基于此，本文擬在實證分析財務(wù)杠桿相對于治理環(huán)境內(nèi)生性的基礎(chǔ)上考察財務(wù)杠桿對企業(yè)投資的作用以及治理環(huán)境對財務(wù)杠桿與企業(yè)投資之間關(guān)系的影響。

二、理論分析與研究假設(shè)

公司內(nèi)部人（經(jīng)理人或大股東）與外部投資者之間的利益沖突是現(xiàn)代公司中最基本的代理問題。針對這一問題，La Porta 等開出的藥方之一是強化法律對投資者（尤其是外部投資者）的利益保護。［10］很顯然，法律對投資者利益的保護程度越高，則投資者要求的回報率越低?？紤]到股東要求的回報率相對于債權(quán)人要求的回報率而言對企業(yè)整體風(fēng)險的敏感性更高，我們可以預(yù)期，企業(yè)所在地治理環(huán)境越好，則企業(yè)越傾向于股權(quán)融資，從而其杠桿水平越低。這一分析結(jié)果與Fan等［8］通過跨國比較得出的經(jīng)驗證據(jù)一致。

值得注意的是，上述分析暗含兩個前提條件：其一，企業(yè)可以根據(jù)自身的需要在任何適當(dāng)?shù)臅r候發(fā)行股票；其二，銀行為私人投資者所控制，因而銀行的信貸決策可以不受當(dāng)?shù)卣挠绊?。很顯然，這兩個前提條件均有悖于我國目前的現(xiàn)實情況。那么，當(dāng)這兩個條件不能滿足時，企業(yè)所處的治理環(huán)境會如何影響企業(yè)的財務(wù)杠桿？

第一個條件不能滿足通常意味著監(jiān)管機構(gòu)對企業(yè)的股權(quán)再融資（配股或增發(fā)）設(shè)置了較為嚴格的準(zhǔn)入門檻，①以中國證監(jiān)會2001年3月15日發(fā)布的規(guī)定為例，上市公司要獲得配股資格，條件之一是近3年平均的凈資產(chǎn)收益率大于6%。在這種情況下，一般企業(yè)的資金缺口便只能通過內(nèi)源融資和負債融資這兩種方式?？紤]到企業(yè)所在地的治理環(huán)境越好，債權(quán)人要求的回報率便越低，同等數(shù)量的股權(quán)資本能夠“承載”的負債資本也就越多，我們可以預(yù)期，給定其他因素不變,企業(yè)此時的杠桿水平會越高——這一分析結(jié)果與上面的結(jié)論正好相反。

再看第二個條件不能滿足時的情形。在這種情形下，由于地方政府有能力影響甚至參與銀行的信貸決策，為了最大化所轄地區(qū)的福利，他們通常會利用這一便利條件來幫助轄區(qū)內(nèi)企業(yè)獲得更多的銀行貸款。②對于地方政府而言，這一做法可以帶來兩方面的好處：其一，可以攝取一定的鑄幣稅收益；其二，一旦形成銀行呆壞帳，損失的承擔(dān)者往往是中央政府或整個經(jīng)濟，而不是作為主要行為責(zé)任人的地方政府。很顯然，企業(yè)所在地的市場化進程越快、政府干預(yù)越少、法治水平越高，政府幫助企業(yè)獲得的貸款（本文稱之為銀行的非自愿性貸款）就越少。鑒于此，我們預(yù)期，若不考慮銀行因為企業(yè)所在地治理環(huán)境的改善而增加發(fā)放的貸款（本文稱之為銀行的自愿性貸款），則企業(yè)所在地的治理環(huán)境越好，企業(yè)的杠桿水平就越低。

上述分析表明，無論是企業(yè)的股權(quán)再融資受到監(jiān)管機構(gòu)較為嚴格的管制，還是銀行的信貸決策不能獨立于地方政府的行為，企業(yè)所在地的治理環(huán)境均會影響企業(yè)的財務(wù)杠桿，但在具體的影響方向上，二者正好相反。因此，企業(yè)所處的治理環(huán)境到底會如何影響企業(yè)的財務(wù)杠桿，是一個無法從理論上進行推斷而有待實證檢驗的命題。如果因為企業(yè)治理環(huán)境的改善，銀行提供的自愿性貸款增加量大于非自愿性貸款的減少量，則企業(yè)所在地的治理環(huán)境與企業(yè)的財務(wù)杠桿存在顯著的正相關(guān)關(guān)系；反之則為負相關(guān)關(guān)系。于是，我們提出兩個競爭性假設(shè)：

假設(shè)1a：企業(yè)所在地的治理環(huán)境越好，企業(yè)的杠桿水平越高。

假設(shè)1b：企業(yè)所在地的治理環(huán)境越好，企業(yè)的杠桿水平越低。

財務(wù)杠桿對企業(yè)投資的抑制作用幾乎被所有的經(jīng)驗證據(jù)所證實，［1，2］［6］［11］而這一現(xiàn)象之所以存在，債權(quán)的固定索取權(quán)性質(zhì)無疑是最為直接、也最為根本的決定因素——債務(wù)的使用無論是抑制了企業(yè)的過度投資，［12，13］還是導(dǎo)致了企業(yè)的投資不足，［14］均可理解為債權(quán)的這一性質(zhì)實際發(fā)生作用的結(jié)果。

然而，我們不得不承認，債權(quán)只是法律賦予給債權(quán)人的權(quán)利，如果法律對債權(quán)人的權(quán)利保障不力或者政府力量對債權(quán)的實現(xiàn)產(chǎn)生了重大影響，債權(quán)是否還具有它原來意義上的性質(zhì)便值得懷疑。從這個角度看，債權(quán)的性質(zhì)更可能只是形式上的問題。鑒于“人們對資產(chǎn)的權(quán)利不是永久不變的，它們是他們自己直接努力加以保護、他人企圖奪取和政府予以保護程度的函數(shù)”，[7]我們可以預(yù)期，企業(yè)所在地的市場化進程越快、政府對企業(yè)（包括銀行）的干預(yù)越少、法治水平越高，則債權(quán)的固定索取權(quán)性質(zhì)體現(xiàn)得越充分。于是，我們提出第二個假設(shè)：

假設(shè)2：財務(wù)杠桿對企業(yè)投資具有顯著的抑制作用，并且這種抑制作用隨著企業(yè)所在地治理環(huán)境的改善而增強。

如上所述，財務(wù)杠桿對企業(yè)投資的抑制作用既可能源于企業(yè)的過度投資，也可能源于企業(yè)的投資不足。為了識別財務(wù)杠桿對企業(yè)投資抑制作用的具體類型，以確定債務(wù)治理機制發(fā)揮作用的實際效果，我們提出如下兩個競爭性的假設(shè)：

假設(shè)3a：債務(wù)的使用有助于抑制企業(yè)的過度投資，而不是帶來投資不足問題。

假設(shè)3b：債務(wù)的使用會帶來企業(yè)投資不足的問題，而不是抑制企業(yè)的過度投資。

三、研究設(shè)計

（一）計量模型與變量定義

我們采用下文中的模型（1）來檢驗假設(shè)1a 和1b，模型（2）來檢驗假設(shè)2 及假設(shè)3a 和3b?；诒疚臄?shù)據(jù)的面板特性，我們除了對這兩個模型進行普通最小二乘法（OLS）估計外，還將對它們應(yīng)用隨機效應(yīng)估計方法?？紤]到估計模型中主要解釋變量（企業(yè)治理環(huán)境指數(shù)Index）在不同年份間的變異很小，為了避免“弱識別性”問題的產(chǎn)生，我們沒有采用固定效應(yīng)估計技術(shù)。

模型（1）中，被解釋變量為企業(yè)財務(wù)杠桿（Lev），解釋變量為企業(yè)治理環(huán)境指數(shù)（Index）。在這里，Index 可以指市場化指數(shù)IndexMar，也可以指政府干預(yù)指數(shù)IndexGov 或法治水平指數(shù)IndexLeg。①該指數(shù)利用樊綱和王小魯［9］編制的中國各地區(qū)市場化進程數(shù)據(jù)及其子數(shù)據(jù)構(gòu)建。由于樊綱和王小魯只報告了2001年和2002年的數(shù)據(jù)，我們假設(shè)2003年和2004年的數(shù)據(jù)與2002年相同。事實上，由于各地區(qū)市場化進程、政府干預(yù)程度以及法治水平在不同年份間相對穩(wěn)定，學(xué)者們在各自的研究中甚至是以某一年的數(shù)據(jù)來代替整個窗口期的數(shù)據(jù)，如夏立軍等。［15］盡管如此，在本文的穩(wěn)定性檢驗部分，我們?nèi)詫@一假設(shè)可能帶來的后果進行了考察。根據(jù)前面的分析，若變量Index 的系數(shù)顯著為正，則說明假設(shè)1a 成立。反之，則支持假設(shè)1b。模型中的控制變量是基于現(xiàn)有理論與經(jīng)驗研究選擇的，它們是公司規(guī)模［16，17］、盈利能力［18］、清算價值［14］、成長機會［12］、公司稅率［8］、股權(quán)集中度［19］、國有 股比例［6］、年度及行業(yè)虛擬變量。全部變量的具體定義見表1。

模型（2）中，被解釋變量為企業(yè)未來的投資增長（Inv）。該變量的測度有多種方法，借鑒目前的主流做法，我們將Inv 定義為下一年的固定資產(chǎn)原值改變量與當(dāng)年末的固定資產(chǎn)凈值之比。②這里的固定資產(chǎn)含資產(chǎn)負債表中的在建工程和工程物資。解釋變量包括企業(yè)財務(wù)杠桿Lev、財務(wù)杠桿與企業(yè)治理環(huán)境指數(shù)的交互變量Lev*Index 以及財務(wù)杠桿與成長機會（啞變量）的交互變量Lev*Growth Dummy。在這里，若某一公司的成長機會高于樣本公司成長機會的平均數(shù)，則定義該公司為成長性高的公司，否則為成長性低的公司。成長性高時，成長機會啞變量賦值為1，否則為0。根據(jù)假設(shè)2 及假設(shè)3a 和3b，變量Lev 和Lev*Index 的系數(shù)均應(yīng)顯著為負，變量Lev*GrowthDummy 的系數(shù)符號則缺乏明確的理論判斷：若Lev*GrowthDummy 的系數(shù)顯著為正，則說明假設(shè)3a 成立。反之，則支持假設(shè)3b。

表1 變量定義

考慮到財務(wù)杠桿相對于治理環(huán)境內(nèi)生性的可能，我們控制了變量Index?；谕瑯拥倪壿嫞覀冞€控制了公司規(guī)模、盈利能力和清算價值三個因素。引入的其他控制變量包括成長機會［2］、現(xiàn)金流量［20］、生產(chǎn)能力利用程度［2］、國有股比例［6］、高管持股比例［21］、財務(wù)杠桿與國有股比例的交互變量Lev*State［6］、年度及行業(yè)虛擬變量。此外，鑒于股權(quán)激勵的效果可能因大股東的性質(zhì)不同而異，我們還控制了高管持股比例與國有股比例的交互項Share*State。這些變量的定義也一同列示在表1 中。

（二）樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本研究的窗口期為2001-2004年。①這里是從模型（1）中被解釋變量的角度來說的。從模型（2）中被解釋變量的角度看，本研究的窗口期間為2002-2005年。考慮到模型中有些變量的賦值涉及到滯后一年的財務(wù)數(shù)據(jù)，我們將初始樣本確定為2000年1月1日以前所有在A 股市場上市的非金融類公司。樣本隨后的篩選過程如下：（1）為了消除極端值的影響，剔除投資增長最高和最低各1%的觀測值；（2）剔除財務(wù)杠桿高于1 的觀測值，因為此時的企業(yè)處于事實上的資不抵債狀態(tài)；（3）剔除凈資產(chǎn)利潤率（全面攤薄）的絕對值高于0.5 的觀測值，因為企業(yè)出現(xiàn)巨額虧損或盈利時，其投資行為可能會發(fā)生“突變”；剔除數(shù)據(jù)缺失的樣本觀測值。經(jīng)過上述篩選，最后得到用于模型（1）和（2）估計的有效樣本分別為3213 個和3140 個。

本研究使用的公司特征方面的數(shù)據(jù)來源于wind 資訊數(shù)據(jù)庫，中國各地區(qū)市場化進程數(shù)據(jù)及其子數(shù)據(jù)來源于樊鋼和王小魯。［9］

四、實證結(jié)果與分析

（一）治理環(huán)境對財務(wù)杠桿的影響：模型⑴的回歸結(jié)果

表2 是對模型（1）分別應(yīng)用混合OLS 和隨機效應(yīng)法估計的結(jié)果。可以看出，在兩種不同的方法下，變量Index 無論是以IndexMar 度量，還是以IndexGov 或IndexLeg 來度量，其回歸系數(shù)均為負值，并在1%～10%的水平下顯著。這表明，因為企業(yè)治理環(huán)境的改善而導(dǎo)致的銀行非自愿性貸款減少量要大于銀行提供的自愿性貸款增加量。也就是說，治理環(huán)境與企業(yè)財務(wù)杠桿之間的負相關(guān)關(guān)系更可能來源于銀行的非自愿性貸款。這為研究假設(shè)1b 成立提供了有力的支持。從經(jīng)濟意義上看，如果其他條件相同，變量IndexGov、IndexLeg和IndexMar 分別由各自的最小值增加到最大值，①樣本中，變量IndexGov、IndexLeg 和IndexMar 的最大值（最小值）分別為15.78（0）、11.04（1.73）和9.74（1.57）。則企業(yè)的杠桿水平將分別下降（以隨機效應(yīng)為例）3.63%、8.75%和8.33%。應(yīng)該說，治理環(huán)境對企業(yè)財務(wù)杠桿的影響是非常明顯的。

表2 治理環(huán)境與企業(yè)財務(wù)杠桿之間的關(guān)系（因變量：Lev）

控制變量中，公司規(guī)模和清算價值均與企業(yè)財務(wù)杠桿呈顯著的正相關(guān)關(guān)系，表明資產(chǎn)規(guī)模越大、清算價值越高的企業(yè)更容易獲得債權(quán)人的支持，符合代理理論的預(yù)期；［14］與Myers 等［18］的優(yōu)序融資理論一致，企業(yè)的盈利能力越強，相應(yīng)的杠桿水平越低；股權(quán)集中度的回歸系數(shù)在混合OLS下顯著為負，在隨機效應(yīng)法下雖為正號但數(shù)值很小且t 值很低，基本支持Jensen 等［22］的代理理論，即股權(quán)集中度與財務(wù)杠桿是互為替代的代理機制。與姚明安等［5］的發(fā)現(xiàn)一致，國有股比例反向影響企業(yè)的財務(wù)杠桿。

值得注意的是，成長機會與企業(yè)財務(wù)杠桿呈顯著的正相關(guān)關(guān)系，這與代理成本理論［12］［13］的預(yù)期正好相反。對此，一種可能的解釋是，由于監(jiān)管機構(gòu)對上市公司的股權(quán)再融資設(shè)置了嚴格的準(zhǔn)入門檻，企業(yè)成長機會的實施便只能更多地依賴于負債融資方式（給定其他條件不變）。此外，我們沒有發(fā)現(xiàn)公司稅率對企業(yè)財務(wù)杠桿的正向作用，這可能是因為本文對公司稅率的定義不夠準(zhǔn)確。②會計核算口徑與計稅口徑呈現(xiàn)出越來越分離的趨勢。在這種情況下，依照表1 中的定義來計算公司的實際稅率，難免會出現(xiàn)較大的偏差。

（二）治理環(huán)境對財務(wù)杠桿與企業(yè)投資關(guān)系的影響：模型（2）的回歸結(jié)果

由于較高的市場化程度一般與較少的政府干預(yù)以及較高的法治水平聯(lián)系在一起，而較少的政府干預(yù)又往往對應(yīng)較高的法治水平，因此，變量IndexGov、IndexLeg 和IndexMar 之間的相關(guān)性通常會比較強。為了避免出現(xiàn)嚴重的多重共線性問題，在對模型（2）回歸時，我們擬從變量IndexGov、IndexLeg 和IndexMar 中選擇一個以測度控制變量Index?，F(xiàn)在的問題是，在解釋企業(yè)投資差異的制度性因素中，是否存在某兩個因素變動對企業(yè)投資的影響主要來源于第三個因素變化的情況。為此，我們對模型（3）③模型（1）與模型（2）的區(qū)別在于，前者未引入變量Lev*Index 和Lev*GrowthDummy，但同時引入了變量IndexGov、IndexLeg和IndexMar。值得注意的是，模型（3）中的不再包括變量Index。分別按混合OLS 和隨機效應(yīng)法進行了估計（未報告）。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，上述三個變量的回歸系數(shù)均為負值，但只有IndexGov 的系數(shù)在統(tǒng)計上顯著（混合OLS 及隨機效應(yīng)法下的顯著性水平分別為0.0818 和0.0487）。對變量Index-Leg 和IndexMar 的系數(shù)估計值進行聯(lián)合假設(shè)檢驗，結(jié)果是混合OLS 及隨機效應(yīng)法下的F 值均很小（分別為0.6428 和0.6303）。這表明市場化程度及法治水平對企業(yè)投資的影響主要來源于政府干預(yù)?；诖耍趯δＰ停?）回歸時，我們直接以變量IndexGov 替代了變量Index。此外，仍然是出于避免嚴重多重共線性的考慮，我們僅分析了交互變量Lev*Index 分別替換為Lev*IndexLeg 和Lev*IndexMar 的情形，而沒有替換為Lev*Index-Gov。對模型（2）的估計結(jié)果由表3 給出。

表3 中，變量Lev 的系數(shù)在所有情形下均為負值且在統(tǒng)計上高度顯著，這表明財務(wù)杠桿對企業(yè)投資具有顯著的抑制作用。同時，交互變量Lev*Index無論是替換為Lev*IndexLeg 還是Lev*IndexMar，其系數(shù)均顯著為負，這意味著財務(wù)杠桿對企業(yè)投資的抑制作用隨著企業(yè)治理環(huán)境的改善而增強。綜合這兩方面的證據(jù)，可以認為假設(shè)（2）是成立的。

交互變量Lev*GrowthDummy 的系數(shù)始終為正，并在統(tǒng)計上高度顯著，這表明財務(wù)杠桿對企業(yè)投資的抑制作用在成長機會較小的企業(yè)中表現(xiàn)得更為突出。也就是說，債務(wù)的使用有助于抑制企業(yè)的過度投資，而不是帶來投資不足問題。這一結(jié)果支持了假設(shè)3a，而假設(shè)3b 在本文中沒有得到證實。

控制變量中，IndexGov 的系數(shù)均顯著為負，表明企業(yè)治理環(huán)境越好，相應(yīng)的投資支出越少；Growth 的系數(shù)顯著為正，符合過度投資假說的預(yù)期；CF 的系數(shù)為正且其顯著性水平稍高于10%，基本支持自由現(xiàn)金流假說；Sale 的系數(shù)均顯著為正，表明投資水平的確受生產(chǎn)能力利用程度的影響，該結(jié)果與Aivazian 等［2］的發(fā)現(xiàn)一致；類似于姚明安等［5］的發(fā)現(xiàn)，State 的系數(shù)顯著為負，表明國有股比例越高的公司，其投資支出越少；Lev*State的系數(shù)顯著為正，說明隨著國有股比例的上升，企業(yè)投資對財務(wù)杠桿的敏感度逐漸降低，這與辛清泉等［6］的發(fā)現(xiàn)一致。Share 的系數(shù)和Share*State的系數(shù)均顯著為負，表明股權(quán)激勵對過度投資具有治理效應(yīng)，且這種效應(yīng)隨著國有股比例的上升而增強。該結(jié)果符合理論預(yù)期，原因是國有企業(yè)因為“所有者缺位”，因而對經(jīng)理層實施股權(quán)激勵的效果可能更好。其他的控制變量包括Size、CROA 和Liquid，它們均在統(tǒng)計上與財務(wù)杠桿呈現(xiàn)出高度的相關(guān)關(guān)系。

表3 治理環(huán)境對財務(wù)杠桿與企業(yè)投資之間關(guān)系的影響（因變量：Inv）

（三）穩(wěn)健性檢驗

上文中，我們假設(shè)各地區(qū)2003 和2004年具有與2002年相同的治理環(huán)境指數(shù)，這可能會對本文的結(jié)論產(chǎn)生一定的影響。鑒于此，我們僅用2001 和2002年的數(shù)據(jù)進行了前面的分析，結(jié)果仍然支持假設(shè)1b、假設(shè)2 和假設(shè)3a（未報告）。另外，我們還在改變某些變量的度量方法及增加控制變量后重復(fù)了前面的程序，包括將投資增長的度量替換為下一年的固定資產(chǎn)凈值改變量除以當(dāng)年末的固定資產(chǎn)凈值、以主營業(yè)務(wù)收入增長率和息稅前收益增長率分別測度成長機會，以及控制變量中增加第一大股東持股比例?；貧w結(jié)果同樣顯示（未報告），正文得出的研究結(jié)論并沒有發(fā)生實質(zhì)性的改變。

五、結(jié)論

財務(wù)杠桿對企業(yè)投資的抑制作用源于債權(quán)的固定索取權(quán)性質(zhì)。然而，我們不得不承認，債權(quán)的這一性質(zhì)并不會在任何可能的情況下自動地發(fā)揮作用。具體地說，如果法律對債權(quán)人的權(quán)利保障不力或者政府力量對債權(quán)的實現(xiàn)產(chǎn)生了重大影響，債權(quán)是否還具有它原來意義上的性質(zhì)便值得懷疑。從這個角度看，債權(quán)的固定索取權(quán)性質(zhì)實際上是“狀態(tài)依存性”的——因企業(yè)所在地治理環(huán)境的不同而呈現(xiàn)出一定的差異。①在這里，不考慮債務(wù)人因為資不抵債而違約的情況。正因為如此，關(guān)于財務(wù)杠桿與企業(yè)投資之間關(guān)系的經(jīng)驗分析便離不開對企業(yè)治理環(huán)境的考察，尤其是在治理環(huán)境較差且各地又很不平衡的情形下（如我國）?；诖?，我們首先檢驗了財務(wù)杠桿相對于企業(yè)所在地治理環(huán)境內(nèi)生性的可能，實證了治理環(huán)境對財務(wù)杠桿與企業(yè)投資之間關(guān)系的影響。研究發(fā)現(xiàn)：（1）治理環(huán)境的確是影響企業(yè)財務(wù)杠桿的因素之一，企業(yè)所在地的治理環(huán)境越好，企業(yè)的杠桿水平越低；（2）財務(wù)杠桿對企業(yè)過度投資具有顯著的抑制作用，并且這種抑制作用隨著企業(yè)所在地治理環(huán)境的改善而增強。此外，我們還發(fā)現(xiàn)，高管持股對過度投資具有顯著的抑制作用，且該抑制作用隨著國有股比例的上升而增強。分析結(jié)果的政策含義是，企業(yè)財務(wù)杠桿的決定應(yīng)考慮所在地的治理環(huán)境，而要強化債務(wù)的治理機制，則需要從根本上改善治理環(huán)境。另外，股權(quán)激勵制度的設(shè)計應(yīng)考慮大股東的性質(zhì)。

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