（湖南大學(xué) 工商管理學(xué)院，湖南 長(zhǎng)沙 410082）

一、引言

隨著我國(guó)市場(chǎng)化程度的提高以及經(jīng)濟(jì)改革措施的不斷實(shí)施推進(jìn)，公司投資成為我國(guó)投資的主體［1］；與此同時(shí)，企業(yè)投資對(duì)解釋中國(guó)經(jīng)濟(jì)的長(zhǎng)期增長(zhǎng)和短期波動(dòng)也是至關(guān)重要的［2］。然而，在經(jīng)歷了由美國(guó)次貸危機(jī)引發(fā)的全球金融海嘯的沖擊后，企業(yè)面臨的系統(tǒng)風(fēng)險(xiǎn)明顯增加，同時(shí)在風(fēng)險(xiǎn)傳導(dǎo)機(jī)制的作用下，每個(gè)公司所面臨的特有風(fēng)險(xiǎn)和經(jīng)營(yíng)環(huán)境不確定性驟增，不同公司因其特有風(fēng)險(xiǎn)差異性以及管理者風(fēng)險(xiǎn)偏好異質(zhì)性而使得企業(yè)的投資有著不同的決策導(dǎo)向，為此我們選擇后金融危機(jī)時(shí)期研究公司特有風(fēng)險(xiǎn)對(duì)企業(yè)投資決策的影響。同時(shí)，在我國(guó)特殊制度背景下，不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的企業(yè)所面臨的公司特有風(fēng)險(xiǎn)以及預(yù)算約束程度同樣具有異質(zhì)性，因此考慮不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)企業(yè)的投資行為具有深刻的現(xiàn)實(shí)意義與理論價(jià)值。

本文可能的貢獻(xiàn)在于：第一，拓展了已有的關(guān)于企業(yè)投資行為的分析框架，將公司所面臨的特有風(fēng)險(xiǎn)納入到影響企業(yè)投資因素的范疇之內(nèi)。同時(shí)引入行為金融學(xué)的研究觀點(diǎn)，在企業(yè)特有風(fēng)險(xiǎn)既定的前提下，將管理者的風(fēng)險(xiǎn)特征納入模型之中，以此研究其對(duì)公司投資行為的影響及其經(jīng)濟(jì)后果。第二，前人的研究大部分基于截面數(shù)據(jù)或者靜態(tài)面板模型，而企業(yè)投資在本質(zhì)上是一個(gè)動(dòng)態(tài)調(diào)整的過(guò)程，所以本文選用基于面板數(shù)據(jù)的動(dòng)態(tài)模型。這樣做一方面可以獲取不同樣本個(gè)體在相同期間內(nèi)因個(gè)體風(fēng)險(xiǎn)差異而引起的不同個(gè)體效應(yīng)，另一方面也可以研究同一樣本在不同時(shí)期因風(fēng)險(xiǎn)因素的差異而做出的動(dòng)態(tài)投資調(diào)整，從而能夠從本質(zhì)上給出對(duì)現(xiàn)實(shí)經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)更為合理的解釋。第三，在一定程度上深化了產(chǎn)權(quán)性質(zhì)對(duì)企業(yè)投資影響的研究。

本文后續(xù)內(nèi)容安排如下：第二部分回顧相關(guān)文獻(xiàn)并在此基礎(chǔ)之上提出研究假設(shè)；第三部分對(duì)樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行篩選并構(gòu)建檢驗(yàn)?zāi)Ｐ?；第四部分?duì)研究假設(shè)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)與分析，并給出研究模型的穩(wěn)健性檢驗(yàn)；第五部分為本文的結(jié)論與啟示。

二、文獻(xiàn)回顧及研究假設(shè)

在完美無(wú)摩擦資本市場(chǎng)中，只有系統(tǒng)風(fēng)險(xiǎn)才會(huì)影響到企業(yè)的投資決策，而與之相對(duì)應(yīng)的公司特有風(fēng)險(xiǎn)對(duì)企業(yè)投資決策不會(huì)產(chǎn)生任何作用［3］。然而，國(guó)外學(xué)者在不完全資本市場(chǎng)假設(shè)下，得出了公司特有風(fēng)險(xiǎn)與企業(yè)投資行為之間存在著顯著負(fù)相關(guān)關(guān)系的結(jié)論。Nick Bloom 等認(rèn)為，企業(yè)不確定性風(fēng)險(xiǎn)增加了實(shí)物期權(quán)的價(jià)值，也使得企業(yè)在做出增加投資或減少投資決策時(shí)變得更加謹(jǐn)慎［4］。但是也有研究得出微觀環(huán)境的不確定性風(fēng)險(xiǎn)可能會(huì)導(dǎo)致公司投資規(guī)模增加的結(jié)論。國(guó)內(nèi)關(guān)于企業(yè)環(huán)境不確定性或者企業(yè)所面臨的風(fēng)險(xiǎn)對(duì)企業(yè)投資行為影響的研究，大部分僅從企業(yè)所面臨的系統(tǒng)風(fēng)險(xiǎn)角度或者僅從某一特定行業(yè)（如制造業(yè)）角度研究企業(yè)的投資行為，如劉康兵等利用我國(guó)制造業(yè)1998～2009年的面板數(shù)據(jù)研究了融資約束和不確定性的交互關(guān)系對(duì)廠商投資行為的影響［5］；黃久美等利用中國(guó)制造業(yè)上市公司的交易和財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)，研究了企業(yè)的不確定性對(duì)企業(yè)固定資產(chǎn)投資的影響，并最終得出兩者之間存在著顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系的結(jié)論［6］。然而，由于這些研究在本質(zhì)上忽視了公司特有風(fēng)險(xiǎn)與不確定性對(duì)其投資行為的影響，故而使得最終的研究結(jié)果缺乏一般性。基于中國(guó)特殊的制度背景和當(dāng)前所面臨的經(jīng)濟(jì)形勢(shì)，我們認(rèn)為，在企業(yè)存在既定投資機(jī)會(huì)的前提下，企業(yè)特有風(fēng)險(xiǎn)越大，企業(yè)在做投資決策時(shí)將更加謹(jǐn)慎，即不會(huì)輕易做出增加或者減少投資的決策，因而公司特有風(fēng)險(xiǎn)與企業(yè)的投資率之間是一種負(fù)相關(guān)關(guān)系。

傳統(tǒng)的經(jīng)濟(jì)理論認(rèn)為，管理者特征在企業(yè)決策中沒(méi)有作用。然而，最近的研究文獻(xiàn)卻提供了其存在作用的實(shí)證證據(jù)。Graham 等通過(guò)對(duì)管理者進(jìn)行心理測(cè)試發(fā)現(xiàn)，管理者特質(zhì)如風(fēng)險(xiǎn)厭惡、缺乏耐心以及樂(lè)觀主義等均與企業(yè)的決策制定相關(guān)聯(lián)［7］；Knopf指出，管理者風(fēng)險(xiǎn)厭惡的特質(zhì)是企業(yè)產(chǎn)生代理成本的原因之一［8］；Panousi等人的研究結(jié)果表明，如果強(qiáng)制讓管理者來(lái)承擔(dān)企業(yè)特有風(fēng)險(xiǎn)，必將會(huì)導(dǎo)致管理者與股東對(duì)同一投資機(jī)會(huì)的評(píng)價(jià)產(chǎn)生差別效應(yīng)，從而導(dǎo)致次優(yōu)投資決策的產(chǎn)生和代理成本的形成。Hambrick和Mason最先提出高層梯隊(duì)理論（upper echelon theory），該理論認(rèn)為，企業(yè)的戰(zhàn)略制定和經(jīng)營(yíng)效率會(huì)受到企業(yè)管理者的價(jià)值觀和認(rèn)知能力的影響［9］。湯穎梅等研究發(fā)現(xiàn)，風(fēng)險(xiǎn)偏好的管理者一般更偏向于高估收益并做出激進(jìn)的投資決策［10］；張鐵鑄通過(guò)研究同樣發(fā)現(xiàn)，風(fēng)險(xiǎn)厭惡型管理者做出的投資決策更加保守，他們更加傾向于減少投資［11］。由此我們提出本文的假設(shè)1和假設(shè)2。

H1：公司特有風(fēng)險(xiǎn)越大，企業(yè)投資率越低，即公司特有風(fēng)險(xiǎn)與投資率之間存在負(fù)相關(guān)關(guān)系。

H2：管理者風(fēng)險(xiǎn)偏好對(duì)公司特有風(fēng)險(xiǎn)與企業(yè)投資率之間的關(guān)系有一種正向調(diào)節(jié)作用，即在公司特有風(fēng)險(xiǎn)的影響既定的前提下，管理者風(fēng)險(xiǎn)偏好特質(zhì)越強(qiáng)，企業(yè)的投資率越高。

在我國(guó)特殊的制度背景下，處于經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型期的不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的企業(yè)面臨著不同的預(yù)算約束，具有不同的公司特有風(fēng)險(xiǎn)。辛清泉和林斌通過(guò)實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，相對(duì)于非國(guó)有控股公司的預(yù)算硬約束來(lái)說(shuō)，國(guó)有控股公司更多表現(xiàn)出一種預(yù)算軟約束［12］。對(duì)于國(guó)有企業(yè)與非國(guó)有企業(yè)的管理者來(lái)說(shuō)，他們的風(fēng)險(xiǎn)偏好可能存在著差異，而這種差異又會(huì)導(dǎo)致企業(yè)投資行為的差異［13］。有研究發(fā)現(xiàn)，在不同的企業(yè)產(chǎn)權(quán)制度下，管理者背景特征對(duì)企業(yè)投資效率的影響也會(huì)存在著較大的差異［14］。我們認(rèn)為，國(guó)有控股企業(yè)的管理者一方面更加傾向于保持公司業(yè)績(jī)的穩(wěn)定增長(zhǎng)，從而不至于因公司資產(chǎn)大幅度波動(dòng)而帶來(lái)特有風(fēng)險(xiǎn)增加；另一方面，在相對(duì)固定薪酬契約下，國(guó)有控股公司的管理者在獲得投資帶來(lái)好處的同時(shí)又經(jīng)常無(wú)需承擔(dān)不良投資帶來(lái)的責(zé)任，因此風(fēng)險(xiǎn)偏好型的管理者會(huì)更加傾向于增加企業(yè)投資。為此，我們提出本文的假設(shè)3。

H3：相對(duì)于非國(guó)有控股公司，在國(guó)有控股公司中特有風(fēng)險(xiǎn)的投資制約作用與管理者風(fēng)險(xiǎn)偏好的調(diào)節(jié)作用將會(huì)更加顯著。

三、樣本數(shù)據(jù)與模型構(gòu)建

（一）樣本數(shù)據(jù)

本文選取新會(huì)計(jì)準(zhǔn)則頒布實(shí)施后的2007～2011年間所有滬深A(yù) 股上市公司作為研究樣本，行業(yè)分類標(biāo)準(zhǔn)采用中國(guó)證監(jiān)會(huì)頒布的《上市公司行業(yè)分類指引》。本文對(duì)樣本做了如下處理：（1）由于金融行業(yè)的特殊性，故遵循研究慣例從樣本數(shù)據(jù)中剔除金融行業(yè)公司；（2）剔除那些數(shù)據(jù)不全以及被PT、ST 的公司；（3）為降低異常值的影響，對(duì)所有連續(xù)性變量進(jìn)行1%分位數(shù)Winsorize縮尾處理，即令處于1%和99%之外的取值分別等于1%和99%分位點(diǎn)上的數(shù)據(jù)值；（4）按照最終控制人性質(zhì)將樣本公司分為國(guó)有控股和非國(guó)有控股公司。經(jīng)過(guò)以上篩選，我們獲得5 519個(gè)符合要求的樣本數(shù)據(jù)，其中國(guó)有控股公司樣本數(shù)為3 347個(gè)，非國(guó)有控股公司樣本數(shù)為2 172個(gè)。研究數(shù)據(jù)主要來(lái)自于CSMAR數(shù)據(jù)庫(kù)，數(shù)據(jù)處理及模型統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)采用EXCEL2010、STATA12.1統(tǒng)計(jì)軟件完成。

（二）變量定義與研究模型

1.公司特有風(fēng)險(xiǎn)的衡量。關(guān)于公司特有風(fēng)險(xiǎn)的估計(jì)，我們借鑒Bartram 和Brown的研究方法，將公司個(gè)股收益率中的系統(tǒng)性風(fēng)險(xiǎn)因素予以剔除，即對(duì)第t期第i個(gè)公司個(gè)股收益率與市場(chǎng)組合投資回報(bào)率進(jìn)行回歸。具體地，我們使用公司每一年度的周個(gè)股回報(bào)率以及與其相對(duì)應(yīng)的周市場(chǎng)綜合回報(bào)率數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸分析，得出每一周數(shù)據(jù)的回歸殘差，然后計(jì)算每個(gè)公司周殘差數(shù)據(jù)的標(biāo)準(zhǔn)差，并將其作為公司特有風(fēng)險(xiǎn)的量化衡量指標(biāo)，即用標(biāo)準(zhǔn)差的大小反映公司特有風(fēng)險(xiǎn)水平的高低。具體模型如下：

在模型（1）中，Ri，t代表第i個(gè)公司在第t周的個(gè)股收益率，F(xiàn)i，t為經(jīng)過(guò)流通市值加權(quán)平均并考慮現(xiàn)金紅利再投資的周綜合市場(chǎng)回報(bào)率；εi，t為殘差。在求出每周回歸數(shù)據(jù)殘差的基礎(chǔ)之上，我們使用公式（2）來(lái)計(jì)算第i個(gè)公司第n年的公司特有風(fēng)險(xiǎn)水平σi，n。

2.管理者風(fēng)險(xiǎn)特質(zhì)的衡量。Von Neumann 和Morgenstern 提出的預(yù)期效用模型（expected utidlity model），一直是衡量風(fēng)險(xiǎn)偏好最常用的模型，但是鑒于該模型必須建立在理性決策者等一系列嚴(yán)格假設(shè)前提之下，同時(shí)考慮中國(guó)資本市場(chǎng)的不完善等現(xiàn)實(shí)因素，我們認(rèn)為該模型在我國(guó)的運(yùn)用缺乏必要的外部環(huán)境條件。Moers和Peek將管理者個(gè)人風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)與非風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的比重作為對(duì)管理者風(fēng)險(xiǎn)偏好的衡量，但是鑒于中國(guó)這方面數(shù)據(jù)難以獲得，所以該衡量方法存在使用上的局限性。Walls和Dyer以風(fēng)險(xiǎn)相對(duì)較高的石油行業(yè)為研究范例，研究了公司規(guī)模、企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)以及管理者的風(fēng)險(xiǎn)特質(zhì)因素與企業(yè)經(jīng)濟(jì)績(jī)效之間的關(guān)系，并且構(gòu)建了基于內(nèi)在效用函數(shù)的決策理論模型，用來(lái)衡量風(fēng)險(xiǎn)偏好，同時(shí)他們根據(jù)企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)和非風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)的比率來(lái)構(gòu)建管理者風(fēng)險(xiǎn)特質(zhì)的相對(duì)衡量指標(biāo)［15］。國(guó)內(nèi)學(xué)者如湯穎梅等認(rèn)為管理者的風(fēng)險(xiǎn)偏好會(huì)通過(guò)財(cái)務(wù)決策反映出來(lái)，因此提出用風(fēng)險(xiǎn)資產(chǎn)占資產(chǎn)總額的比重來(lái)衡量管理者的風(fēng)險(xiǎn)特質(zhì)。為此，本文在已有研究文獻(xiàn)的基礎(chǔ)上，同時(shí)結(jié)合數(shù)據(jù)的可獲得性，構(gòu)建管理者風(fēng)險(xiǎn)特質(zhì)的衡量指標(biāo)其具體計(jì)算公式為：

3.自由現(xiàn)金流的確定。Jensen認(rèn)為，自由現(xiàn)金流為企業(yè)在投資了所有的凈現(xiàn)值大于零的項(xiàng)目之后所剩余的可以由企業(yè)自由支配的現(xiàn)金流，這一觀點(diǎn)也獲得了國(guó)內(nèi)外眾多學(xué)者的認(rèn)可和使用。國(guó)內(nèi)學(xué)者如楊華軍、俞紅海等均在Richardson的研究基礎(chǔ)上構(gòu)建了自己的研究模型［16］。在此我們借鑒這一思想，構(gòu)建預(yù)期投資模型，并且通過(guò)數(shù)據(jù)回歸分析，計(jì)算出模型回歸擬合值，并以此來(lái)作為對(duì)企業(yè)預(yù)期投資數(shù)額的估計(jì)，進(jìn)而我們可以將經(jīng)營(yíng)活動(dòng)現(xiàn)金流量減去企業(yè)預(yù)期投資數(shù)額的余額作為對(duì)企業(yè)本期自由現(xiàn)金流的衡量。

4.投資機(jī)會(huì)的確定。關(guān)于投資機(jī)會(huì)，國(guó)內(nèi)外研究者主要采用托賓Q 值來(lái)衡量。本文遵循研究慣例，用托賓Q 值衡量企業(yè)的潛在投資機(jī)會(huì)。鑒于托賓Q 值的理論假設(shè)以及我國(guó)資本市場(chǎng)的實(shí)際情況，我們同時(shí)使用銷售增長(zhǎng)率作為企業(yè)近期投資機(jī)會(huì)的補(bǔ)充代理變量，具體而言，我們使用樣本公司過(guò)去兩年平均銷售增長(zhǎng)率來(lái)衡量。

5.主回歸模型的構(gòu)建。我們通過(guò)構(gòu)建模型（4）來(lái)考察公司特有風(fēng)險(xiǎn)以及管理者風(fēng)險(xiǎn)偏好對(duì)企業(yè)投資的影響，并通過(guò)全樣本檢驗(yàn)和分組樣本檢驗(yàn)，研究不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)背景下兩者對(duì)企業(yè)投資決策的影響是否存在顯著的差異。

投資從本質(zhì)上來(lái)說(shuō)，屬于一種動(dòng)態(tài)調(diào)整過(guò)程，所以我們構(gòu)建了基于面板數(shù)據(jù)的動(dòng)態(tài)面板投資模型。模型中涉及的變量及其衡量如表1所示。我們首先進(jìn)行全樣本綜合統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)，以期從整體上檢驗(yàn)我國(guó)上市公司投資對(duì)風(fēng)險(xiǎn)的敏感性，即系數(shù)α2的符號(hào)與顯著性；以及管理者風(fēng)險(xiǎn)偏好的調(diào)節(jié)作用是否顯著存在，即系數(shù)α4的正負(fù)與顯著性；同時(shí)以此來(lái)檢驗(yàn)我們的假設(shè)1和假設(shè)2是否成立。進(jìn)而我們將根據(jù)樣本公司實(shí)際控制人性質(zhì)是否為國(guó)有控股，來(lái)進(jìn)行模型的分組回歸，從分組回歸結(jié)果中觀察組間的差異性，進(jìn)而對(duì)我們的假設(shè)3做出檢驗(yàn)。

表1 主要變量說(shuō)明與定義

四、實(shí)證檢驗(yàn)與分析

（一）描述性統(tǒng)計(jì)

表2報(bào)告了國(guó)有控股、非國(guó)有控股和全樣本中各主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)，以及變量的均值差異T檢驗(yàn)和中位數(shù)差異Wilcoxon 秩和檢驗(yàn)結(jié)果。全樣本中投資率均值和中位數(shù)分別為0.273 4和0.112 4，說(shuō)明盡管處在后金融危機(jī)時(shí)期，企業(yè)面臨的外部環(huán)境不確定性與內(nèi)部公司特有風(fēng)險(xiǎn)有所增加，但是企業(yè)依舊有著相對(duì)較大的資本投資，同時(shí)國(guó)有控股公司組的投資率均值和中位數(shù)都要大于非國(guó)有控股公司組。公司特有風(fēng)險(xiǎn)在全樣本中的均值和標(biāo)準(zhǔn)差分別為0.058 8和0.018 7，表明在后金融危機(jī)時(shí)代，無(wú)論是國(guó)有控股公司還是非國(guó)有控股公司，它們所面臨的公司特有風(fēng)險(xiǎn)與外部環(huán)境不確定性普遍不低。從均值差異T 檢驗(yàn)和中位數(shù)差異Wilcoxon秩和檢驗(yàn)我們可以看出，在1%的顯著性水平下，國(guó)有控股公司和非國(guó)有控股公司的管理者風(fēng)險(xiǎn)偏好存在著顯著差異，并且非國(guó)有控股公司的管理者更加具有風(fēng)險(xiǎn)偏好的特質(zhì)。全樣本中，托賓Q 值均值為1.996 9，銷售增長(zhǎng)率均值為0.228 8，這些均表明企業(yè)仍然存在著相應(yīng)的投資機(jī)會(huì)，而通過(guò)T 檢驗(yàn)和秩和檢驗(yàn)，我們也可以看出，國(guó)有控股公司和非國(guó)有控股公司在投資機(jī)會(huì)上也存在著顯著的差異。全樣本中，企業(yè)自由現(xiàn)金流均值和中位數(shù)分別為-0.021 5和-0.019 9，說(shuō)明企業(yè)普遍面臨著現(xiàn)金約束，且非國(guó)有控股公司面臨的自由現(xiàn)金流約束要顯著大于國(guó)有控股公司。總體上，我們可以從變量T 檢驗(yàn)和Wilcoxon檢驗(yàn)結(jié)果得出，我們對(duì)全樣本公司進(jìn)行的分類具有一定的合理性。

表2 主要變量描述性統(tǒng)計(jì)

為了更直觀地觀察自變量與因變量之間的關(guān)系，我們還對(duì)主要變量之間的關(guān)系進(jìn)行了Pearson和Spearman相關(guān)系數(shù)檢驗(yàn)（限于篇幅，結(jié)果未在文中列示）。檢驗(yàn)結(jié)果表明，公司特有風(fēng)險(xiǎn)與企業(yè)投資率之間存在顯著負(fù)相關(guān)關(guān)系，即當(dāng)企業(yè)面臨的特有風(fēng)險(xiǎn)與不確定性增加時(shí)，公司更可能會(huì)從投資的機(jī)會(huì)成本角度去審視成本與收益，從而更偏向于減少企業(yè)的資本投資。而管理者風(fēng)險(xiǎn)特質(zhì)與企業(yè)投資呈現(xiàn)出顯著正相關(guān)關(guān)系，說(shuō)明管理者個(gè)人對(duì)風(fēng)險(xiǎn)的偏好或者規(guī)避的性格特質(zhì)，對(duì)企業(yè)投資會(huì)產(chǎn)生一定程度的影響，這也與我們的假設(shè)預(yù)期一致。而規(guī)模大的企業(yè)也更偏向于增加投資；近期投資機(jī)會(huì)越大，企業(yè)投資積極性越高。從Spearman相關(guān)系數(shù)檢驗(yàn)結(jié)果可以看出，產(chǎn)權(quán)性質(zhì)與投資率之間存在著顯著正相關(guān)關(guān)系，說(shuō)明國(guó)有控股企業(yè)投資率顯著高于非國(guó)有控股企業(yè)?？傮w上來(lái)看，本文研究的主要變量之間的相關(guān)系數(shù)絕大部分均小于0.5，因此我們認(rèn)為變量之間存在多重共線性的可能性較小。

（二）實(shí)證結(jié)果

對(duì)于動(dòng)態(tài)面板模型的估計(jì)，一般采取的是Arellano和Bond提出的差分GMM 估計(jì)方法（Diff＿GMM），但是該方法無(wú)法估計(jì)不隨時(shí)間變化的解釋變量的系數(shù)值，同時(shí)容易出現(xiàn)弱工具變量問(wèn)題。而B(niǎo)lundell和Bond提出將差分方程和水平方程結(jié)合起來(lái)，作為一個(gè)整體來(lái)估計(jì)模型，并通過(guò)將系統(tǒng)GMM 與一階差分GMM 的估計(jì)效果進(jìn)行比較分析，最終得出了系統(tǒng)GMM 能夠明顯提高估計(jì)效率的結(jié)論。其原因在于該方法能有效克服模型中的內(nèi)生性及異方差問(wèn)題，同時(shí)增加了更多工具變量，以解決不可觀測(cè)面板效應(yīng)與被解釋變量滯后期相關(guān)的內(nèi)生性問(wèn)題。在模型估計(jì)中，我們主要考慮了如下變量的內(nèi)生性問(wèn)題：（1）企業(yè)投資規(guī)模的增加，會(huì)影響當(dāng)期或者未來(lái)期的銷售增長(zhǎng)率、自由現(xiàn)金流以及企業(yè)的投資風(fēng)險(xiǎn)，因此我們按照已有文獻(xiàn)的處理方法，將企業(yè)銷售增長(zhǎng)率、自由現(xiàn)金流以及公司特有風(fēng)險(xiǎn)設(shè)定為內(nèi)生變量；（2）由于宏觀經(jīng)濟(jì)周期對(duì)不同企業(yè)財(cái)務(wù)決策具有差異性的影響，為了使結(jié)果更具可比性，本文設(shè)置了年度虛擬變量以控制年度效應(yīng)。

在實(shí)證分析時(shí)，需要對(duì)統(tǒng)計(jì)結(jié)果進(jìn)行殘差項(xiàng)是否存在序列自相關(guān)性的檢驗(yàn)，一般通過(guò)對(duì)殘差項(xiàng)差分是否存在一階與二階自相關(guān)來(lái)檢驗(yàn)原假設(shè)，因此本文在回歸中給出了AR（2）指標(biāo)。從表3中我們可以看出，四組面板數(shù)據(jù)均通過(guò)了檢驗(yàn)，即殘差項(xiàng)不存在二階自相關(guān)。Sargan Test用來(lái)檢驗(yàn)工具變量的有效性，其檢驗(yàn)的原假設(shè)為所選取的工具變量都是有效的，從表3中可以看出，四組面板模型均通過(guò)了檢驗(yàn)，即選擇的工具變量均有效。研究中還給出了每個(gè)模型的整體顯著性檢驗(yàn)指標(biāo)Wald Test，從表3中可以看出，所有模型均在1%的水平下顯著有效。

表3 實(shí)證模型回歸結(jié)果

我們將全樣本觀測(cè)值按照公司實(shí)際控制權(quán)性質(zhì)劃分為國(guó)有控股公司和非國(guó)有控股公司，從而對(duì)模型（4）進(jìn)行分組統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)，即全樣本（Panel A）、非國(guó)有控股公司樣本（Panel B）以及國(guó)有控股公司樣本（Panel C）。模型（5）是公司特有風(fēng)險(xiǎn)以及管理者風(fēng)險(xiǎn)特質(zhì)在國(guó)有控股公司與非國(guó)有控股公司中不同作用的穩(wěn)健性檢驗(yàn)，具體結(jié)果如表3中的Panel D 所示。

從表3中我們可以發(fā)現(xiàn)，在全樣本回歸（Panel A）中，公司特有風(fēng)險(xiǎn)的系數(shù)顯著為負(fù)，說(shuō)明當(dāng)公司所面臨的特有風(fēng)險(xiǎn)增大時(shí)，企業(yè)的投資決策也將不可避免地受其影響，具體表現(xiàn)為：企業(yè)的投資決策將會(huì)變得更加謹(jǐn)慎，這在一定程度上降低了企業(yè)未來(lái)資本投資支出，特別是在后金融危機(jī)時(shí)代，這種制約作用顯得更加突出。這與我們的假設(shè)1邏輯一致，并且在穩(wěn)健性檢驗(yàn)?zāi)Ｐ椭?，同樣通過(guò)了顯著性檢驗(yàn)。與此同時(shí)，全樣本（Panel A）統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)中調(diào)節(jié)交叉變量Risk＊character＿r的系數(shù)顯著為正，即存在調(diào)節(jié)作用［17］，說(shuō)明在企業(yè)面臨的特有風(fēng)險(xiǎn)增加時(shí)，管理者個(gè)人對(duì)風(fēng)險(xiǎn)的態(tài)度會(huì)在一定程度上影響企業(yè)的投資決策，并且這種影響表現(xiàn)為在公司特有風(fēng)險(xiǎn)影響既定的前提下，管理者風(fēng)險(xiǎn)偏好特質(zhì)越強(qiáng)，企業(yè)的投資率越高。同樣，在穩(wěn)健性檢驗(yàn)中，我們也獲得了一致的結(jié)果。因此，整體上我們驗(yàn)證了假設(shè)1和假設(shè)2的合理性。

在分組回歸結(jié)果中，非國(guó)有控股樣本（SOE=0）Risk的系數(shù)為負(fù)，但是沒(méi)有通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，而國(guó)有控股樣本（SOE=1）Risk的系數(shù)顯著為負(fù)，即國(guó)有控股公司具有顯著的投資-風(fēng)險(xiǎn)敏感性，而非國(guó)有控股公司盡管也表現(xiàn)出一定的趨勢(shì)，但是不顯著。同樣，管理者風(fēng)險(xiǎn)偏好的調(diào)節(jié)作用在國(guó)有控股樣本與非國(guó)有控股樣本中也存在著顯著的差異，具體表現(xiàn)在非國(guó)有控股樣本中這種調(diào)節(jié)作用非但沒(méi)有獲得預(yù)期的結(jié)果，甚至與預(yù)期假設(shè)相悖；而在國(guó)有控股樣本中管理者風(fēng)險(xiǎn)偏好的調(diào)節(jié)作用通過(guò)了顯著性檢驗(yàn)。其原因可能在于：一方面，國(guó)有控股公司中存在的“所有者主體缺位”現(xiàn)象，造成了內(nèi)部管理者的權(quán)利過(guò)于集中，因而導(dǎo)致管理者個(gè)人風(fēng)險(xiǎn)偏好對(duì)企業(yè)決策產(chǎn)生較顯著的影響；另一方面，從經(jīng)濟(jì)責(zé)任來(lái)看，在相對(duì)固定薪酬契約下，國(guó)有控股公司的管理者在獲得投資帶來(lái)的好處的同時(shí)卻經(jīng)常無(wú)需承擔(dān)不良投資帶來(lái)的責(zé)任，因此風(fēng)險(xiǎn)偏好型的管理者會(huì)更加傾向于增加企業(yè)投資。故而我們可以認(rèn)為，國(guó)有控股公司與非國(guó)有控股公司在制定投資決策時(shí)，公司特有風(fēng)險(xiǎn)因素以及管理者風(fēng)險(xiǎn)偏好對(duì)投資決策的影響存在顯著差異。因此我們認(rèn)為假設(shè)3同樣存在邏輯上的合理性。

分組回歸結(jié)果還表明，在非國(guó)有控股公司中資產(chǎn)負(fù)債率對(duì)投資具有顯著的制約作用，而這一作用在國(guó)有控股公司中卻不顯著，這也從側(cè)面反映了我國(guó)不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的企業(yè)，在獲得債務(wù)融資的能力和債務(wù)治理效應(yīng)方面存在著差異，同時(shí)也表明國(guó)有控股公司存在預(yù)算軟約束問(wèn)題。

（三）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了驗(yàn)證上述研究結(jié)果的可靠性，本文還進(jìn)行了穩(wěn)健性分析。我們將產(chǎn)權(quán)性質(zhì)作為虛擬控制變量納入到模型之中進(jìn)行回歸檢驗(yàn)，具體的穩(wěn)健性檢驗(yàn)?zāi)Ｐ腿缦拢?/p>

穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表3中的Panel D。穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果與我們主要模型的研究結(jié)論沒(méi)有顯著差異，因此可以認(rèn)為我們的研究結(jié)果具有穩(wěn)健性。

五、研究結(jié)論與啟示

本文以經(jīng)驗(yàn)數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，在區(qū)分國(guó)有控股與非國(guó)有控股公司的前提下，實(shí)證檢驗(yàn)了公司特有風(fēng)險(xiǎn)水平、管理者風(fēng)險(xiǎn)特質(zhì)對(duì)企業(yè)投資的影響。研究發(fā)現(xiàn)，國(guó)有控股公司更多地表現(xiàn)出投資-風(fēng)險(xiǎn)敏感性，而這一關(guān)系在非國(guó)有控股公司中卻不顯著。其原因可能在于，當(dāng)公司特有風(fēng)險(xiǎn)增加時(shí)，公司經(jīng)營(yíng)不確定性也隨之增加，這進(jìn)一步使得企業(yè)投資失敗的風(fēng)險(xiǎn)和經(jīng)營(yíng)失敗的風(fēng)險(xiǎn)水平上升［18］。而現(xiàn)實(shí)中國(guó)有控股公司的管理者一般屬于上級(jí)委派，其用心經(jīng)營(yíng)企業(yè)的目的更大程度上是為政治升遷做準(zhǔn)備，所以他們會(huì)更加注重企業(yè)資產(chǎn)的使用率，投資盈利性好的項(xiàng)目［19］，避免因資產(chǎn)大幅度變動(dòng)而帶來(lái)企業(yè)特有風(fēng)險(xiǎn)的增加。國(guó)有控股公司管理者風(fēng)險(xiǎn)偏好特質(zhì)對(duì)公司特有風(fēng)險(xiǎn)與企業(yè)投資率之間的關(guān)系具有顯著的正向調(diào)節(jié)作用。總體上，我們可以得出不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的公司在制定投資決策時(shí)，對(duì)公司特有風(fēng)險(xiǎn)因素以及管理者風(fēng)險(xiǎn)偏好的考慮存在顯著差異。

本文的研究結(jié)論給我們提供如下啟示：（1）相對(duì)于外部宏觀經(jīng)濟(jì)環(huán)境對(duì)企業(yè)投資等經(jīng)營(yíng)活動(dòng)的影響來(lái)說(shuō)，企業(yè)自身所面臨的特有風(fēng)險(xiǎn)水平對(duì)其投資的影響可能會(huì)更加顯著，為此，企業(yè)有必要建立健全風(fēng)險(xiǎn)管控機(jī)制，對(duì)企業(yè)特有風(fēng)險(xiǎn)進(jìn)行評(píng)估和控制；（2）從行為經(jīng)濟(jì)學(xué)的視角來(lái)看，在企業(yè)面臨既定特有風(fēng)險(xiǎn)時(shí)，管理者風(fēng)險(xiǎn)特質(zhì)（如個(gè)人風(fēng)險(xiǎn)偏好）對(duì)企業(yè)投資活動(dòng)會(huì)產(chǎn)生相應(yīng)的影響，同時(shí)這種調(diào)節(jié)效應(yīng)在國(guó)有控股公司中表現(xiàn)得更加明顯。因此對(duì)于國(guó)有控股企業(yè)而言，如何選拔合適的管理者以及如何設(shè)計(jì)針對(duì)管理者的激勵(lì)與約束機(jī)制，以使其能夠從公司價(jià)值最大化的角度來(lái)提高企業(yè)投資效率與經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)，是未來(lái)值得進(jìn)一步深入探究的方向。

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