1、2012Vol33No32012年3月（第33卷/第3期）東岳論叢Mar，（DongYueTribune）融資約束導致投資不足還是代理問題導致投資過度？基于上市公司的經驗證據12葛永波，周倬君，柳艷3（12山東財經大學，山東濟南250014；3中國人民銀行聊城支行，山東聊城252000）摘要利用20012008年的統計數據進行實證研究，結果發現，我國上市公司投資支出與現金流之間存在顯著正相關關系；樣本總體動因檢驗系數估計值為正，表明整體而言公司投資現金流敏感性主要緣于信息不對稱導致的融資約束，融資約束在整體上處于主導性影響地位；按資產規模進行分組后的實證檢驗結果為，小規模公存在融資約束與投資不

2、足問題，大規模公司公司存在顯著的代理問題，而中司更多地受到信息不對稱問題的影響，等規模公司既存在基于融資約束的投資不足，也存在基于代理問題的投資過度現象。關鍵詞投資不足；投資過度；融資約束；代理理論F2751中圖分類號A文獻標識碼10038353（2012）03010506文章編號企業投資決策形成機制是近50年以來國內外理論界普遍關注的熱點問題。通過考察企業的投資決策可以更好地了解與把握市場化條件下微觀經濟主體的價值取向、投資行為特征與一般規律。及其影響因素，一、簡要文獻回顧包括新古典投資理論在內的傳統投資理論在完美市場假設條件下，主要從預期盈利能力、資本使用成本認為內外部融資成本相同，融資方

3、式的選擇對企業沒有影響，投資決策等純技術角度來研究企業投資行為，與融資行為及其狀態不相關，投資支出的多少完全取決于企業的投資機會。20世紀70年代以來，隨著信息企業投資決策模型中逐漸增加了衡量融資約束的財務變量。其理論基礎是，由于經濟學的不斷興起與發展，信息不對稱或委托代理問題以及外部交易成本的存在，企業外部融資需付出較高的成本，因而企業具有內源融資偏好，其投資決策行為受到融資條件的制約。信息不對稱理論認為，當企業有好的投資機會而內部資金不足時，鑒于外部融資成本較高，或者給定成本下存在的資金配給現象使企業面臨融資約束，理性的企業進行次優選擇時，可能會放棄部分凈現值為正的從而導致投資不足。換言之

4、，在不完美的資本市場中，公司外部融資無論在成本和數量上都會受投資項目，到不同程度的約束，投資支出對其凈財富或者說內部融資是敏感的。通過考察企業投資支出與內部現金流之間的敏感性，可以檢驗其融資約束與投資不足問題。Fazzari等人（1988）首次系統地論述了投資現金并實證檢驗了融資約束與投資現金流之間的關系。此后許多研究得出了流敏感性關系與公司融資約束問題，類似的結論。但在理論與實證研究發展過程中，學者們對融資約束代理變量的選擇產生了很多分歧，至今也未有些研究結果的差別關鍵在于判定公司受到融資約束的標準不同，不完成達成共識。Cleary等人（2007）指出，同的判斷標準導致公司投資現金流敏感性與

5、融資約束程度之間的關系不同，這最終是一個實證問題。自由現金流量假說認為，基于契約的不完全性，當經理人不擁有100%的企業剩余索取權時，股東與經理“融資偏好視角的企業投資不足與投資過度問題研究”（09YJA790126）、基金項目教育部人文社科研究項目山東省軟科“融資偏好視角的企業投融資互動關系研究：基于上市公司的數據”（2008RKA261）階段性研究成果。學項目作者簡介葛永波（1968），男，經濟學博士后，山東財經大學金融學院教授，副院長；周倬君，女，山東財經大學國教學院資料員，碩士研究生；柳艷，女，中國人民銀行聊城市中心支行，經濟學碩士。1052012Vol33No32012年3月（第33

6、卷/第3期）東岳論叢Mar，（DongYueTribune）人之間普遍存在代理問題，利益關系存在沖突。即使沒有好的投資機會，經理人也可能將資金留在企業進行低效投資，也不愿發放給股東或償還債務，這與股東財富最大化的目標相悖。由于內部資金處于經理人的控制之下，且內部資金越充裕，外部融資對經理人形成的監督和約束程度就越低，經理人獲得的非薪酬收益也企業同樣表現出投資支出對內部現金流的追逐與依賴，但此時投資敏感性所就越大。按照這種理論邏輯，ShleiferVishny（1997），Richardson（2006）等許多反映的是投資過度，而不是融資約束。Blanchard（1994），學者分別從不同角度驗

7、證了過度投資假說。國內學者對企業投資決策與融資約束問題的研究起步較晚，馮巍在1999年發表的論文被認為是國內理論界在投資現金流關系方面的開創性研究。雖然近年來許多學者進行了深入研究，研究思路與方法但研究結論千差萬別，對企業投資行為與決策規律的認識遠未達成共識。也不斷創新，二、研究設計（一）樣本數據采集本文選取國內滬深兩市上市公司（A股）20012008年的財務數據對投資現金流敏感性關系及其成因進行研究。為保證數據的有效性與合理性，消除異常因素對研究的影響，對樣本做了如下處理：1剔除了金融保險類公司。這類公司與一般生產經營性企業的運營有較大區別。2以年度為單位，剔除了各年度IPO和退市的上市公司

8、，保證了樣本的連續性和數據的完整性與有效性。3剔除了ST和*ST的公司，這些公司流動性約束較為嚴重，生產經營處于一種非正常狀態。4剔除了既發行A股又發行B股或其他股份的公司。5剔除數據缺失以及Q絕對值極大（超過50）或因重大資產重組而財務數據顯著異動的公司。根據上述原則，最終得到上市公司2001年至2008年7065個公司年度數據觀察值作為研究樣本。研究數據來源于萬德數據庫（wind）和金融界網站（wwwjrjcom）。（二）研究模型與變量說明1投資現金流敏感性檢驗模型。借鑒前人的研究方法，本文在回歸模型中納入現金流、現金存量、托賓Q、主營業務收入等幾個自變量，投資支出（增量）作為因變量。托賓

9、系數描述公司未來的投資機會與盈利能力，主營業務收入變量反映銷售加速原理。為了消除不同資產規模給研究帶來的影響，將Q值之外的其他變量分別進行除以期初資本存量的標準化處理。模型的基本形式如下：Ii，CFi，CSi，Yi，ttt1t1=+1+2+3Qi，+i，（）t14tKi，KKKt1I，t1i，t1i，t1其中：Ki，t1表示公司的期初固定資產凈值；Ii，“投資支出”指的是公司的資本性投資支出，即t表示公司在當前會計年度內的投資支出。本文所用的機器、廠房、設備等固定資產支出，計算時采用資產負債表中固定資產原值、工程物資以及在建工程三項之和；CFi，數據來源于公司的現金流量表；t表示公司在當期經營

10、活動的凈現金流入，CSi，用貨幣資金與短期投資之和表示；t1表示公司期初資金存量，Yi，t1表示公司上一年度的主營業務收入；Qi，t1表示上年度公司市場價值與賬面價值的比值。公司市場價值為股票價值（流通股市場價值與非流通股帳面價值之和）與債務帳面價值之和。托賓Q值越高，表明市場對企業的發展越有信心，企業的投資機會與投資收益越被看好；表示截距項，1、2、3和4表示待估參數，i，t表示誤差項。2現金流敏感性動因檢驗模型。借鑒Vogt（1994）等人的研究思路，在回歸方程中引入托賓Q與現金流的互動項Qi，t1×CFi，t作為投資現金流敏感性的動因檢驗因子。實證結果中如果互動項Qi，t1&#

11、215;CFi，t系數為正，表明公司價值提高時，現金流量對投資影響增強，這支持信息不對稱理論，公司面臨融資約束導致投資不足；如果系數為負，表明公司價值下降時，現金流量對投資的影響增強，結論將支持自由現金流量的代理成本理論，公司存在過度投資。采用的回歸方程如下：106融資約束導致投資不足還是代理問題導致投資過度？Ii，CFi，CSi，Yi，CFi，ttt1t1t=+1+2+3Qi，+5Qi，+i，t1+4t1tKi，KKKKt1i，t1i，t1i，t1i，t1其中：5為動因檢驗因子的估計系數，其它符號意義同前。（三）研究假設（）信息不對稱理論（導致融資約束）和自由現金流假說（導致代理現象）均表明

12、，在不完美的資本市場中，企業具有內源融資偏好，投資支出對內部現金流存在依賴性，即公司投資與現金流之間存在正向相關性。因此，提出如下假設：假設一：公司投資支出與內部現金流顯著正相關，投資支出隨內部現金流的增減而相應增減。如前所述，融資約束不是導致公司投資現金流敏感性關系的唯一原因，自由現金流的代理理論同樣可實踐中可觀察到許多公司面臨較為明顯的融資困境，因此可以合理的認為，至少以解釋這種現象。一方面，部分公司的投資行為遇到了來自外部的融資約束。另一方面，在我國，公司治理效率不高是普遍存在的問題，經理人可能為了自身利益而非公司價值最大化而追逐自由現金流，導致投資現金流之間的敏感性，此有如下假設：時公

13、司表現出投資過度行為。因此，假設二：部分公司因信息不對稱面臨融資約束，進而具有投資不足特征，部分公司存在顯著的代理問題，實踐中可能導致投資過度。三、實證過程與結果分析（一）樣本總體的檢驗與結果分析1投資現金流敏感性檢驗表1模型常數項CF/Kt1CSt1/Kt1Yt1/Kt1Qt1調整判定系數樣本總體回歸結果T統計值799401037415271411543430056顯著性水平Sig000000000000000標準化回歸系數122205054051利用模型（）對樣本總體進行回歸分析，結果參見表1。當期現金流、期初資金存量、主營業務收入的回歸系數的顯著性概率均為0000，估計值顯著大于零，這說

14、明公司內部現金流、期初資金存量及主營業務收入均對公司的投資支出有顯著影響，具有正向相關性。整體上，上市公司具有顯著的投資現金流敏感性。值得關注的是，表示公司未來投資機會的托這與理論分析存在差異。導致這種賓系數為負，2006年之前，現象的原因可能是：其一，我國上市公司普遍存在嚴重的股權分置現象，市場價值1注：CF/Kt1表示現金流量/固定資產凈值；CSt1/Kt1表示期初資金存量/固定資產凈值；Yt1/Kt1表示上年主營業務收入/固定資產凈值；Qt1表示期初托賓Q。的準確度量存在一定難度。本研究以20012008年作為研究期間，期間內絕大部分年度的公司樣本尚未進行股權分置改革，存在二元股權結構，

15、雖然我們對流通股與非流通股進行了區別對待，但公司市場價值的估值仍然可能存在一定偏誤。其二，我國股票市場發展尚不成熟，大量的研究表明我國股票市場尚未達到弱式有效或僅接近弱式有效，投機、炒作現象及投資者非理性行為較為普遍，股票估值機制尚不完善，可能導致市我國股票市場尚處發展初期，能否較為準確地代表企場價格的較大偏誤。與歷史悠久的西方證券市場相比，國外的一些學者對以Q值衡量企業的成長機會也存在著許多爭業遠期的投資機會尚需進一步探討。另外，議。BondCummins（2001）認為，與弱式和半強式的有效市場假說一致，當股票市場的價值顯著偏離企業的一般的經驗研究所采取的值并不能捕獲企業的成長機會和價值。

16、基本價值時，CSt1/Kt1，Yt1/Kt1以及Qt1等變量為了解決解釋變量之間可能存在的多重共線性問題，讓CF/Kt1，逐步進入回歸，逐步回歸結果顯示（具體結果略），期初資金存量最先進入方程，其次是當期現金流，期初托賓Q值和上年主營業務收入也依次進入方程。期初資金存量對方程的解釋能力最為顯著，說明其對投資決策的影響較大，當期現金流對模型也有較強的解釋力，投資支出具有顯著的現金流敏感性。因此，就總體樣本而言，公司投資決策受現金流及資金存量的影響相對較大，我國上市公司投資支出與“公司投資與公司內部現金流顯著正相關，現金流呈顯著的正相關關系。假設一投資支出隨內部現金流的增1072012Vol33N

17、o32012年3月（第33卷/第3期）東岳論叢Mar，（DongYueTribune）減而相應增減”成立。2現金流敏感性動因檢驗表2模型常數項CF/Kt1CSt1/Kt1Qt1Yt1/Kt1Qt1*（CF/Kt1）樣本總體的投資現金流敏感性動因檢驗標準化回歸系數106206060054029T統計值77032728815343474240871907顯著性水平Sig000000000000000057如前所述，對于投資與現金流之間的敏感性存在兩種不同的解釋，即信息不對稱理論和自由現金流量理論，這將分別導致投資不足與需進一步考察。鑒于此，本文采用模投資過度，型（）對研究樣本進行了動因分析（即在回

18、歸方程中引入互動項Qi，t1CFi，t進行判定）。回歸結果參見表2。1回歸結果中，動因檢驗因子Qt1*（CF/Kt1）的系數估計值在10%的水平上顯著為正，表明公司價值提高時，內部現金流量對投資的影響增強，投資注：各系數含義同表1。支出與現金流之間的敏感性主要緣于信息不對稱問題導致的融資約束，公司存在投資不足現象。可見，整體而言，我國上市公司存在因融資約束導致的投資不足現象，信息不對稱理論在整體上具有更強的說服力。但這并不能有效證明所有公司普遍具有融資約束特征，是否部分企業存在基于代理問題導致的投資過度現象，尚需進一步的針對性研究。另外，我們還注意到，分析結果中動因檢驗系數的估計值僅在10%的

19、顯著性水平上通過檢驗，在5%顯著水平上未能通過檢驗，意味著深入的研究頗具必要性。（二）分組的檢驗過程與結果分析上面實證檢驗發現整體上融資約束對我國上市公司投資具有主導性影響，從而表現出投資不足特征。但在實踐中，我們還可以觀察到許多公司的法人治理機制不甚完善，內部人控制現象較為嚴重，存在明顯的代理問題。為了進一步對此進行考察分析，我們通過對樣本總體按融資約束的分類變量進行分組，進一步分類檢驗是否在部分公司中，代理問題是投資現金流敏感性的主要原因，從而具有過度投資特性。1融資約束分類變量的選擇在國外的相關研究中，鑒于股利支付率等內生變量作為融資約束預分類變量存在的不足，許多學者試圖利用公司的外生特

20、征變量作為分類標準來研究融資約束與企業投資現金流敏感性之間的關系。公司規模作為衡量融資約束的外生變量指標，在國外研究中得到了較為廣泛的應用。從現實意義上看，小企業面臨較嚴重的信息不對稱、逆向選擇和道德風險問題，且小企業在外部融資方面面臨較高的單位交易成本。而大企業的管理制度一般比較規范，信息披露制度更加完善，外部投資者能夠獲得更多的企業信息，信息不對稱程度較低。同時，由于規模、市場與人才等方面的優勢，大企業的生產經營更為穩定，抗風險能力強。因此，從理論上分大企業的外部融資渠道往往較為通暢，面臨的外部融資約束較小，投資對內部資金的依賴性相對較弱。析，基于此，將公司規模作為衡量融資約束的分類變量是

21、一個理性的選擇。按照融資約束高低將樣本進行分組檢驗，如果高融資約束組（規模較小企業組）表現出更顯著的正向投資現金流敏感性，中等融資約束組次之，低融資約束組（規模較大企業組）最低，則可以認為我國上市公司投資普遍受到融資約束的影響從而具有投資不足特征，這也將進一步驗證樣本總體的檢驗結果。否則，結論將不能很好地支持前文分析所得出的判斷。在公司規模度量標準方面，鑒于公司市場價值易受證券市場投機活動的影響，且其他影響因素也較多、“公司規模大小”較復雜，因此往往難以準確反映公司規模大小。外部投資者在考慮問題時，往往以總資產作為權衡的標準，許多研究文獻也以此作為測算規模大小的指標。本文也沿用這種做法，將總資

22、產作為度量公司規模大小的分類標準。2分組后的投資現金流敏感性檢驗根據公司年初的總資產按三分點將樣本分為大、中、小三組。通過對三個子樣本組現金流回歸系數的差異進行比較分析，可以揭示公司是否存在融資約束及其約束程度的高低。把按照總資產為標準的三分點數據分別用模型（）進行逐步回歸，結果參見表3。從回歸結果可以看到，各組的回歸方程都非常顯著，且現金流變量均順利地進入回歸方程；各組的現金流回歸系數均在1%的水平上顯著為正，表明各組別的公司投資均受到內部現金流的的顯著影響。不過，分組后的回歸結果顯示，中等規模公司的現金流標準化回歸系數最大，系數值為0161，大規模公司的回歸系數108融資約束導致投資不足還

23、是代理問題導致投資過度？表3按公司規模分類的逐步回歸結果標準化回歸系數2530760078總資產104251億（高融資約束組）模型常數項CSt1/Kt1CF/Kt1F統計值100517SigT統計值61248124543741Sig000000000次之，其值為0142，小規模公司的回歸系數最低，系數值為0076。這說明小規模公司的投資支出顯著地依賴于公司的內部現金流，但中等規模和大規模公司的投資支出對公司內部現金流的敏感程度更檢驗結果未顯示出信息不高。整體而言，對稱理論所期望的高約束組、中等約束組和低約束組之間的大小順序與差別，或者檢驗結果并不能有效支持所有公司均說，主要受融資約束影響的結論

24、。換言之，部分公司的投資現金流敏感性可能緣于股東與經理層之間的代理問題。3分組后的現金流敏感性動因檢驗運用模型（），對按總資產分類的不同樣本組的投資現金流敏感性進行動小規模公因檢驗（參見表4）。結果顯示，司樣本組中動因檢驗系數估計值為正，與樣本總體檢驗結果相一致，表明公司價值提高時，投資支出對現金流的敏感性顯著提高，這支持信息不對稱理論，樣本公司投資行為面臨融資約束，存在投資不足現Sig0000960000804420151000調整判定系數104251億總資產224180億（中等融資約束組）模型常數項CSt1/Kt1CF/Kt1Qt1Yt1/Kt1F統計值Sig標準化回歸系數24016110

25、80770081T統計值4759410475809054273373Sig000000000000001253199000調整判定系數224180億總資產（低融資約束組）模型常數項CF/Kt1Qt1CSt1/Kt1Yt1/Kt1調整判定系數F統計值Sig標準化回歸系數1421341300670050T統計值503336938656753152790Sig000000000000005331697000注：各系數含義同表1。表4不同規模公司的投資現金流敏感性動因檢驗總資產104251億（高融資約束組）模型常數項CF/Kt1CSt1/Kt1Yt1/Kt1Qt1Qt1*（CF/Kt1）FSig標準化

26、回歸系數0422420380170650080t3737816661081617507682440象；中等規模公司樣本組中動因檢驗系數估計值為負，表明當公司價值降低時，投資支出對現金流的依賴性增強，意味著管理層追求自身利益最大化而在無好的投資機會時仍使用資金進行低效投資，呈現過度投資特征，結果似乎支持自由現金流量的代理成本理論。但考慮到動因檢驗這一因子在10%顯著水平上未通過檢驗，表明中等規模公結論的說服力大為降低，司樣本組的投資現金流敏感性的主導動因并非顯著支持代理成本理論，可理解為融資約束與代理問題同時存在于中等規模公司中，即這一組別中部分公司融資約束問題對投資支出的影響居主導性地位，部分

27、公司代理問題對投資行為產生更大的影響；大規模公司樣本組中動因檢驗系數估計值為負，且在1%的顯著性水平下通過檢驗，結果支持自由現金流量的代理成本理論，表明大規模公司存在顯著的代理問題與投資過度現象。由此可見，不同規模公司投資與現金流之間敏感性的動因不同。小規模公司顯著受到信息不對稱問題的影響，存在較109142136000調整判定系數104251億總資產224180億（中等融資約束組）模型常數項CF/Kt1CSt1/Kt1Yt1/Kt1Qt1Qt1*（CF/Kt1）FSig標準化回歸系數2002390780990480082t44954540810369338546191269Sig000000

28、000001000205242892000調整判定系數224180億總資產（低融資約束組）模型常數項CF/Kt1CSt1/Kt1Yt1/Kt1Qt1Qt1*（CF/Kt1）調整判定系數FSig標準化回歸系數2261300731031080053t4511864445357301544932949Sig000000000003000003327180000注：各系數含義同表1。2012Vol33No32012年3月（第33卷/第3期）東岳論叢Mar，（DongYueTribune）為突出的融資約束與投資不足現象，這與理論分析與實踐觀察到的結果非常吻合。企業規模小，盈利能力與市場競爭力相對偏弱，往

29、往面臨較為明顯的融資約束，這種約束既可以表現在融資數量方面，也可以表現在融資成本方面；基于融資約束的投資不足與基于代理問題的投資過度現象同時存在于中等規模公司中；大規模公司公司存在嚴重的代理問題，過度投資現象較為明顯，表明大規模公司內部人控制現象嚴重。綜上，假“部分公司因信息不對稱面臨融資約束，設二進而具有投資不足特征，部分公司存在顯著的代理問題，實踐中成立，投資過度與融資約束并存或許是我國上市公司的真實寫照。可能導致投資過度”四、結論與啟示本文提供了我國上市公司在投資現金流敏感性及投資的融資約束或投資過度方面的經驗證據。（1）實證分析表明，我國上市公司投資支出與現金流之間存在顯著正相關關系。

30、（2）樣本總體動因檢驗系數估計值為說明整體而言公司投資現金流敏感性主要緣于信息不對稱導致的融資約束，融資約束在整體上居于主導正，性影響地位。但即便如此，這并不能證明所有公司普遍具有融資約束特征。（3）按公司規模分組后的實證檢驗結果表明，中等規模公司的現金流回歸系數最大，大規模公司系數次之，小規模公司系數最小，即小規模公司的投資現金流敏感性最低，而中等規模和大規模公司的投資支出對公司現金流的敏感程度更高。這表明，檢驗結果并不能有效支持所有公司均主要受融資約束影響的結論。（4）不同規模公司投資與現金流之間敏感性的意味著這些企業顯著受到信息不對稱問題的影響，動因不同。小規模公司樣本組中動因檢驗系數估

31、計值為正，存在融資約束與投資不足現象，這與理論分析與實踐觀察到的結果非常吻合；中等規模公司樣本組中動因檢驗系數估計值為負，但在10%顯著水平上未通過檢驗，可理解為基于融資約束的投資不足與基于代理問題的投資過度現象同時存在于中等規模公司中；大規模公司樣本組中動因檢驗系數估計值為負，且在1%的顯著性水平下通過檢驗，結果支持自由現金流量的代理成本理論，表明大規模公司存在顯著的代理問題與投資過度現象。規模較小的公司面臨融資約束，可能因此而放棄部分好的投資項目，降低了社會資源的配置與使用效應采取有效措施著力完善企業信用與項目評價的公共服務體系，降低信息不對稱對中小企業投融率。其一，資的影響；其二，大力發展企業債券市場，改變目前資本市場發展不平衡的發展格局，為企業融資提供更為有效的支撐平臺。其三，進一步完善中小企業發展的扶持政策，幫助其提高自身盈利能力與市場競爭力。其四，銀行等金融機構應通過業務創新、區別對待等措施，有效滿足中小企業發展的融資需求。