融資約束導(dǎo)致投資不足還是代理問題導(dǎo)致投資過度_基于上市公司的

1、2012Vol33No32012年3月（第33卷/第3期）東岳論叢Mar，（DongYueTribune）融資約束導(dǎo)致投資不足還是代理問題導(dǎo)致投資過度？基于上市公司的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)12葛永波，周倬君，柳艷3（12山東財經(jīng)大學(xué)，山東濟(jì)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(tǒng)計數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證研究，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，我國上市公司投資支出與現(xiàn)金流之間存在顯著正相關(guān)關(guān)系；樣本總體動因檢驗(yàn)系數(shù)估計值為正，表明整體而言公司投資現(xiàn)金流敏感性主要緣于信息不對稱導(dǎo)致的融資約束，融資約束在整體上處于主導(dǎo)性影響地位；按資產(chǎn)規(guī)模進(jìn)行分組后的實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果為，小規(guī)模公存在融資約束與投資不

2、足問題，大規(guī)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(guī)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(xiàn)象。關(guān)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(xiàn)標(biāo)識碼10038353（2012）03010506文章編號企業(yè)投資決策形成機(jī)制是近50年以來國內(nèi)外理論界普遍關(guān)注的熱點(diǎn)問題。通過考察企業(yè)的投資決策可以更好地了解與把握市場化條件下微觀經(jīng)濟(jì)主體的價值取向、投資行為特征與一般規(guī)律。及其影響因素，一、簡要文獻(xiàn)回顧包括新古典投資理論在內(nèi)的傳統(tǒng)投資理論在完美市場假設(shè)條件下，主要從預(yù)期盈利能力、資本使用成本認(rèn)為內(nèi)外部融資成本相同，融資方

3、式的選擇對企業(yè)沒有影響，投資決策等純技術(shù)角度來研究企業(yè)投資行為，與融資行為及其狀態(tài)不相關(guān)，投資支出的多少完全取決于企業(yè)的投資機(jī)會。20世紀(jì)70年代以來，隨著信息企業(yè)投資決策模型中逐漸增加了衡量融資約束的財務(wù)變量。其理論基礎(chǔ)是，由于經(jīng)濟(jì)學(xué)的不斷興起與發(fā)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(yè)外部融資需付出較高的成本，因而企業(yè)具有內(nèi)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(rèn)為，當(dāng)企業(yè)有好的投資機(jī)會而內(nèi)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(xiàn)象使企業(yè)面臨融資約束，理性的企業(yè)進(jìn)行次優(yōu)選擇時，可能會放棄部分凈現(xiàn)值為正的從而導(dǎo)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(shù)量上都會受投資項(xiàng)目，到不同程度的約束，投資支出對其凈財富或者說內(nèi)部融資是敏感的。通過考察企業(yè)投資支出與內(nèi)部現(xiàn)金流之間的敏感性，可以檢驗(yàn)其融資約束與投資不足問題。Fazzari等人（1988）首次系統(tǒng)地論述了投資現(xiàn)金并實(shí)證檢驗(yàn)了融資約束與投資現(xiàn)金流之間的關(guān)系。此后許多研究得出了流敏感性關(guān)系與公司融資約束問題，類似的結(jié)論。但在理論與實(shí)證研究發(fā)展過程中，學(xué)者們對融資約束代理變量的選擇產(chǎn)生了很多分歧，至今也未有些研究結(jié)果的差別關(guān)鍵在于判定公司受到融資約束的標(biāo)準(zhǔn)不同，不完成達(dá)成共識。Cleary等人（2007）指出，同的判斷標(biāo)準(zhǔn)導(dǎo)致公司投資現(xiàn)金流敏感性與

5、融資約束程度之間的關(guān)系不同，這最終是一個實(shí)證問題。自由現(xiàn)金流量假說認(rèn)為，基于契約的不完全性，當(dāng)經(jīng)理人不擁有100%的企業(yè)剩余索取權(quán)時，股東與經(jīng)理“融資偏好視角的企業(yè)投資不足與投資過度問題研究”（09YJA790126）、基金項(xiàng)目教育部人文社科研究項(xiàng)目山東省軟科“融資偏好視角的企業(yè)投融資互動關(guān)系研究：基于上市公司的數(shù)據(jù)”（2008RKA261）階段性研究成果。學(xué)項(xiàng)目作者簡介葛永波（1968），男，經(jīng)濟(jì)學(xué)博士后，山東財經(jīng)大學(xué)金融學(xué)院教授，副院長；周倬君，女，山東財經(jīng)大學(xué)國教學(xué)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(jīng)濟(jì)學(xué)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(guān)系存在沖突。即使沒有好的投資機(jī)會，經(jīng)理人也可能將資金留在企業(yè)進(jìn)行低效投資，也不愿發(fā)放給股東或償還債務(wù)，這與股東財富最大化的目標(biāo)相悖。由于內(nèi)部資金處于經(jīng)理人的控制之下，且內(nèi)部資金越充裕，外部融資對經(jīng)理人形成的監(jiān)督和約束程度就越低，經(jīng)理人獲得的非薪酬收益也企業(yè)同樣表現(xiàn)出投資支出對內(nèi)部現(xiàn)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(xué)者分別從不同角度驗(yàn)

7、證了過度投資假說。國內(nèi)學(xué)者對企業(yè)投資決策與融資約束問題的研究起步較晚，馮巍在1999年發(fā)表的論文被認(rèn)為是國內(nèi)理論界在投資現(xiàn)金流關(guān)系方面的開創(chuàng)性研究。雖然近年來許多學(xué)者進(jìn)行了深入研究，研究思路與方法但研究結(jié)論千差萬別，對企業(yè)投資行為與決策規(guī)律的認(rèn)識遠(yuǎn)未達(dá)成共識。也不斷創(chuàng)新，二、研究設(shè)計（一）樣本數(shù)據(jù)采集本文選取國內(nèi)滬深兩市上市公司（A股）20012008年的財務(wù)數(shù)據(jù)對投資現(xiàn)金流敏感性關(guān)系及其成因進(jìn)行研究。為保證數(shù)據(jù)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(chǎn)經(jīng)營性企業(yè)的運(yùn)營有較大區(qū)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(xù)性和數(shù)據(jù)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(yán)重，生產(chǎn)經(jīng)營處于一種非正常狀態(tài)。4剔除了既發(fā)行A股又發(fā)行B股或其他股份的公司。5剔除數(shù)據(jù)缺失以及Q絕對值極大（超過50）或因重大資產(chǎn)重組而財務(wù)數(shù)據(jù)顯著異動的公司。根據(jù)上述原則，最終得到上市公司2001年至2008年7065個公司年度數(shù)據(jù)觀察值作為研究樣本。研究數(shù)據(jù)來源于萬德數(shù)據(jù)庫（wind）和金融界網(wǎng)站（wwwjrjcom）。（二）研究模型與變量說明1投資現(xiàn)金流敏感性檢驗(yàn)?zāi)Ｐ?。借鑒前人的研究方法，本文在回歸模型中納入現(xiàn)金流、現(xiàn)金存量、托賓Q、主營業(yè)務(wù)收入等幾個自變量，投資支出（增量）作為因變量。托賓

9、系數(shù)描述公司未來的投資機(jī)會與盈利能力，主營業(yè)務(wù)收入變量反映銷售加速原理。為了消除不同資產(chǎn)規(guī)模給研究帶來的影響，將Q值之外的其他變量分別進(jìn)行除以期初資本存量的標(biāo)準(zhǔn)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(chǎn)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(dāng)前會計年度內(nèi)的投資支出。本文所用的機(jī)器、廠房、設(shè)備等固定資產(chǎn)支出，計算時采用資產(chǎn)負(fù)債表中固定資產(chǎn)原值、工程物資以及在建工程三項(xiàng)之和；CFi，數(shù)據(jù)來源于公司的現(xiàn)金流量表；t表示公司在當(dāng)期經(jīng)營

10、活動的凈現(xiàn)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(yè)務(wù)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(wù)帳面價值之和。托賓Q值越高，表明市場對企業(yè)的發(fā)展越有信心，企業(yè)的投資機(jī)會與投資收益越被看好；表示截距項(xiàng)，1、2、3和4表示待估參數(shù)，i，t表示誤差項(xiàng)。2現(xiàn)金流敏感性動因檢驗(yàn)?zāi)Ｐ?。借鑒Vogt（1994）等人的研究思路，在回歸方程中引入托賓Q與現(xiàn)金流的互動項(xiàng)Qi，t1×CFi，t作為投資現(xiàn)金流敏感性的動因檢驗(yàn)因子。實(shí)證結(jié)果中如果互動項(xiàng)Qi，t1&#

11、215;CFi，t系數(shù)為正，表明公司價值提高時，現(xiàn)金流量對投資影響增強(qiáng)，這支持信息不對稱理論，公司面臨融資約束導(dǎo)致投資不足；如果系數(shù)為負(fù)，表明公司價值下降時，現(xiàn)金流量對投資的影響增強(qiáng)，結(jié)論將支持自由現(xiàn)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(dǎo)致投資不足還是代理問題導(dǎo)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(yàn)因子的估計系數(shù)，其它符號意義同前。（三）研究假設(shè)（）信息不對稱理論（導(dǎo)致融資約束）和自由現(xiàn)金流假說（導(dǎo)致代理現(xiàn)象）均表明

12、，在不完美的資本市場中，企業(yè)具有內(nèi)源融資偏好，投資支出對內(nèi)部現(xiàn)金流存在依賴性，即公司投資與現(xiàn)金流之間存在正向相關(guān)性。因此，提出如下假設(shè)：假設(shè)一：公司投資支出與內(nèi)部現(xiàn)金流顯著正相關(guān)，投資支出隨內(nèi)部現(xiàn)金流的增減而相應(yīng)增減。如前所述，融資約束不是導(dǎo)致公司投資現(xiàn)金流敏感性關(guān)系的唯一原因，自由現(xiàn)金流的代理理論同樣可實(shí)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(rèn)為，至少以解釋這種現(xiàn)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(jīng)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(xiàn)金流，導(dǎo)致投資現(xiàn)金流之間的敏感性，此有如下假設(shè)：時公

13、司表現(xiàn)出投資過度行為。因此，假設(shè)二：部分公司因信息不對稱面臨融資約束，進(jìn)而具有投資不足特征，部分公司存在顯著的代理問題，實(shí)踐中可能導(dǎo)致投資過度。三、實(shí)證過程與結(jié)果分析（一）樣本總體的檢驗(yàn)與結(jié)果分析1投資現(xiàn)金流敏感性檢驗(yàn)表1模型常數(shù)項(xiàng)CF/Kt1CSt1/Kt1Yt1/Kt1Qt1調(diào)整判定系數(shù)樣本總體回歸結(jié)果T統(tǒng)計值799401037415271411543430056顯著性水平Sig000000000000000標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù)122205054051利用模型（）對樣本總體進(jìn)行回歸分析，結(jié)果參見表1。當(dāng)期現(xiàn)金流、期初資金存量、主營業(yè)務(wù)收入的回歸系數(shù)的顯著性概率均為0000，估計值顯著大于零，這說

14、明公司內(nèi)部現(xiàn)金流、期初資金存量及主營業(yè)務(wù)收入均對公司的投資支出有顯著影響，具有正向相關(guān)性。整體上，上市公司具有顯著的投資現(xiàn)金流敏感性。值得關(guān)注的是，表示公司未來投資機(jī)會的托這與理論分析存在差異。導(dǎo)致這種賓系數(shù)為負(fù)，2006年之前，現(xiàn)象的原因可能是：其一，我國上市公司普遍存在嚴(yán)重的股權(quán)分置現(xiàn)象，市場價值1注：CF/Kt1表示現(xiàn)金流量/固定資產(chǎn)凈值；CSt1/Kt1表示期初資金存量/固定資產(chǎn)凈值；Yt1/Kt1表示上年主營業(yè)務(wù)收入/固定資產(chǎn)凈值；Qt1表示期初托賓Q。的準(zhǔn)確度量存在一定難度。本研究以20012008年作為研究期間，期間內(nèi)絕大部分年度的公司樣本尚未進(jìn)行股權(quán)分置改革，存在二元股權(quán)結(jié)構(gòu)，

15、雖然我們對流通股與非流通股進(jìn)行了區(qū)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(fā)展尚不成熟，大量的研究表明我國股票市場尚未達(dá)到弱式有效或僅接近弱式有效，投機(jī)、炒作現(xiàn)象及投資者非理性行為較為普遍，股票估值機(jī)制尚不完善，可能導(dǎo)致市我國股票市場尚處發(fā)展初期，能否較為準(zhǔn)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(xué)者對以Q值衡量企業(yè)的成長機(jī)會也存在著許多爭業(yè)遠(yuǎn)期的投資機(jī)會尚需進(jìn)一步探討。另外，議。BondCummins（2001）認(rèn)為，與弱式和半強(qiáng)式的有效市場假說一致，當(dāng)股票市場的價值顯著偏離企業(yè)的一般的經(jīng)驗(yàn)研究所采取的值并不能捕獲企業(yè)的成長機(jī)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(jìn)入回歸，逐步回歸結(jié)果顯示（具體結(jié)果略），期初資金存量最先進(jìn)入方程，其次是當(dāng)期現(xiàn)金流，期初托賓Q值和上年主營業(yè)務(wù)收入也依次進(jìn)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(dāng)期現(xiàn)金流對模型也有較強(qiáng)的解釋力，投資支出具有顯著的現(xiàn)金流敏感性。因此，就總體樣本而言，公司投資決策受現(xiàn)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(nèi)部現(xiàn)金流顯著正相關(guān)，現(xiàn)金流呈顯著的正相關(guān)關(guān)系。假設(shè)一投資支出隨內(nèi)部現(xiàn)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(yīng)增減”成立。2現(xiàn)金流敏感性動因檢驗(yàn)表2模型常數(shù)項(xiàng)CF/Kt1CSt1/Kt1Qt1Yt1/Kt1Qt1*（CF/Kt1）樣本總體的投資現(xiàn)金流敏感性動因檢驗(yàn)標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù)106206060054029T統(tǒng)計值77032728815343474240871907顯著性水平Sig000000000000000057如前所述，對于投資與現(xiàn)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(xiàn)金流量理論，這將分別導(dǎo)致投資不足與需進(jìn)一步考察。鑒于此，本文采用模投資過度，型（）對研究樣本進(jìn)行了動因分析（即在回

18、歸方程中引入互動項(xiàng)Qi，t1CFi，t進(jìn)行判定）?；貧w結(jié)果參見表2。1回歸結(jié)果中，動因檢驗(yàn)因子Qt1*（CF/Kt1）的系數(shù)估計值在10%的水平上顯著為正，表明公司價值提高時，內(nèi)部現(xiàn)金流量對投資的影響增強(qiáng)，投資注：各系數(shù)含義同表1。支出與現(xiàn)金流之間的敏感性主要緣于信息不對稱問題導(dǎo)致的融資約束，公司存在投資不足現(xiàn)象。可見，整體而言，我國上市公司存在因融資約束導(dǎo)致的投資不足現(xiàn)象，信息不對稱理論在整體上具有更強(qiáng)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(yè)存在基于代理問題導(dǎo)致的投資過度現(xiàn)象，尚需進(jìn)一步的針對性研究。另外，我們還注意到，分析結(jié)果中動因檢驗(yàn)系數(shù)的估計值僅在10%的

19、顯著性水平上通過檢驗(yàn)，在5%顯著水平上未能通過檢驗(yàn)，意味著深入的研究頗具必要性。（二）分組的檢驗(yàn)過程與結(jié)果分析上面實(shí)證檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)整體上融資約束對我國上市公司投資具有主導(dǎo)性影響，從而表現(xiàn)出投資不足特征。但在實(shí)踐中，我們還可以觀察到許多公司的法人治理機(jī)制不甚完善，內(nèi)部人控制現(xiàn)象較為嚴(yán)重，存在明顯的代理問題。為了進(jìn)一步對此進(jìn)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(jìn)行分組，進(jìn)一步分類檢驗(yàn)是否在部分公司中，代理問題是投資現(xiàn)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(guān)研究中，鑒于股利支付率等內(nèi)生變量作為融資約束預(yù)分類變量存在的不足，許多學(xué)者試圖利用公司的外生特

20、征變量作為分類標(biāo)準(zhǔn)來研究融資約束與企業(yè)投資現(xiàn)金流敏感性之間的關(guān)系。公司規(guī)模作為衡量融資約束的外生變量指標(biāo)，在國外研究中得到了較為廣泛的應(yīng)用。從現(xiàn)實(shí)意義上看，小企業(yè)面臨較嚴(yán)重的信息不對稱、逆向選擇和道德風(fēng)險問題，且小企業(yè)在外部融資方面面臨較高的單位交易成本。而大企業(yè)的管理制度一般比較規(guī)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(yè)信息，信息不對稱程度較低。同時，由于規(guī)模、市場與人才等方面的優(yōu)勢，大企業(yè)的生產(chǎn)經(jīng)營更為穩(wěn)定，抗風(fēng)險能力強(qiáng)。因此，從理論上分大企業(yè)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(nèi)部資金的依賴性相對較弱。析，基于此，將公司規(guī)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(jìn)行分組檢驗(yàn)，如果高融資約束組（規(guī)模較小企業(yè)組）表現(xiàn)出更顯著的正向投資現(xiàn)金流敏感性，中等融資約束組次之，低融資約束組（規(guī)模較大企業(yè)組）最低，則可以認(rèn)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(jìn)一步驗(yàn)證樣本總體的檢驗(yàn)結(jié)果。否則，結(jié)論將不能很好地支持前文分析所得出的判斷。在公司規(guī)模度量標(biāo)準(zhǔn)方面，鑒于公司市場價值易受證券市場投機(jī)活動的影響，且其他影響因素也較多、“公司規(guī)模大小”較復(fù)雜，因此往往難以準(zhǔn)確反映公司規(guī)模大小。外部投資者在考慮問題時，往往以總資產(chǎn)作為權(quán)衡的標(biāo)準(zhǔn)，許多研究文獻(xiàn)也以此作為測算規(guī)模大小的指標(biāo)。本文也沿用這種做法，將總資

22、產(chǎn)作為度量公司規(guī)模大小的分類標(biāo)準(zhǔn)。2分組后的投資現(xiàn)金流敏感性檢驗(yàn)根據(jù)公司年初的總資產(chǎn)按三分點(diǎn)將樣本分為大、中、小三組。通過對三個子樣本組現(xiàn)金流回歸系數(shù)的差異進(jìn)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(chǎn)為標(biāo)準(zhǔn)的三分點(diǎn)數(shù)據(jù)分別用模型（）進(jìn)行逐步回歸，結(jié)果參見表3。從回歸結(jié)果可以看到，各組的回歸方程都非常顯著，且現(xiàn)金流變量均順利地進(jìn)入回歸方程；各組的現(xiàn)金流回歸系數(shù)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(nèi)部現(xiàn)金流的的顯著影響。不過，分組后的回歸結(jié)果顯示，中等規(guī)模公司的現(xiàn)金流標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù)最大，系數(shù)值為0161，大規(guī)模公司的回歸系數(shù)108融資約束導(dǎo)致投資不足還

23、是代理問題導(dǎo)致投資過度？表3按公司規(guī)模分類的逐步回歸結(jié)果標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù)2530760078總資產(chǎn)104251億（高融資約束組）模型常數(shù)項(xiàng)CSt1/Kt1CF/Kt1F統(tǒng)計值100517SigT統(tǒng)計值61248124543741Sig000000000次之，其值為0142，小規(guī)模公司的回歸系數(shù)最低，系數(shù)值為0076。這說明小規(guī)模公司的投資支出顯著地依賴于公司的內(nèi)部現(xiàn)金流，但中等規(guī)模和大規(guī)模公司的投資支出對公司內(nèi)部現(xiàn)金流的敏感程度更檢驗(yàn)結(jié)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(yàn)結(jié)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(jié)論

24、。換言之，部分公司的投資現(xiàn)金流敏感性可能緣于股東與經(jīng)理層之間的代理問題。3分組后的現(xiàn)金流敏感性動因檢驗(yàn)運(yùn)用模型（），對按總資產(chǎn)分類的不同樣本組的投資現(xiàn)金流敏感性進(jìn)行動小規(guī)模公因檢驗(yàn)（參見表4）。結(jié)果顯示，司樣本組中動因檢驗(yàn)系數(shù)估計值為正，與樣本總體檢驗(yàn)結(jié)果相一致，表明公司價值提高時，投資支出對現(xiàn)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(xiàn)Sig0000960000804420151000調(diào)整判定系數(shù)104251億總資產(chǎn)224180億（中等融資約束組）模型常數(shù)項(xiàng)CSt1/Kt1CF/Kt1Qt1Yt1/Kt1F統(tǒng)計值Sig標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù)24016110

25、80770081T統(tǒng)計值4759410475809054273373Sig000000000000001253199000調(diào)整判定系數(shù)224180億總資產(chǎn)（低融資約束組）模型常數(shù)項(xiàng)CF/Kt1Qt1CSt1/Kt1Yt1/Kt1調(diào)整判定系數(shù)F統(tǒng)計值Sig標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù)1421341300670050T統(tǒng)計值503336938656753152790Sig000000000000005331697000注：各系數(shù)含義同表1。表4不同規(guī)模公司的投資現(xiàn)金流敏感性動因檢驗(yàn)總資產(chǎn)104251億（高融資約束組）模型常數(shù)項(xiàng)CF/Kt1CSt1/Kt1Yt1/Kt1Qt1Qt1*（CF/Kt1）FSig標(biāo)準(zhǔn)化

26、回歸系數(shù)0422420380170650080t3737816661081617507682440象；中等規(guī)模公司樣本組中動因檢驗(yàn)系數(shù)估計值為負(fù)，表明當(dāng)公司價值降低時，投資支出對現(xiàn)金流的依賴性增強(qiáng)，意味著管理層追求自身利益最大化而在無好的投資機(jī)會時仍使用資金進(jìn)行低效投資，呈現(xiàn)過度投資特征，結(jié)果似乎支持自由現(xiàn)金流量的代理成本理論。但考慮到動因檢驗(yàn)這一因子在10%顯著水平上未通過檢驗(yàn)，表明中等規(guī)模公結(jié)論的說服力大為降低，司樣本組的投資現(xiàn)金流敏感性的主導(dǎo)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(guī)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(dǎo)性地位，部分

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

28、000001000205242892000調(diào)整判定系數(shù)224180億總資產(chǎn)（低融資約束組）模型常數(shù)項(xiàng)CF/Kt1CSt1/Kt1Yt1/Kt1Qt1Qt1*（CF/Kt1）調(diào)整判定系數(shù)FSig標(biāo)準(zhǔn)化回歸系數(shù)2261300731031080053t4511864445357301544932949Sig000000000003000003327180000注：各系數(shù)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(xiàn)象，這與理論分析與實(shí)踐觀察到的結(jié)果非常吻合。企業(yè)規(guī)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(xiàn)在融資數(shù)量方面，也可以表現(xiàn)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(xiàn)象同時存在于中等規(guī)模公司中；大規(guī)模公司公司存在嚴(yán)重的代理問題，過度投資現(xiàn)象較為明顯，表明大規(guī)模公司內(nèi)部人控制現(xiàn)象嚴(yán)重。綜上，假“部分公司因信息不對稱面臨融資約束，設(shè)二進(jìn)而具有投資不足特征，部分公司存在顯著的代理問題，實(shí)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(shí)寫照?？赡軐?dǎo)致投資過度”四、結(jié)論與啟示本文提供了我國上市公司在投資現(xiàn)金流敏感性及投資的融資約束或投資過度方面的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。（1）實(shí)證分析表明，我國上市公司投資支出與現(xiàn)金流之間存在顯著正相關(guān)關(guān)系。

30、（2）樣本總體動因檢驗(yàn)系數(shù)估計值為說明整體而言公司投資現(xiàn)金流敏感性主要緣于信息不對稱導(dǎo)致的融資約束，融資約束在整體上居于主導(dǎo)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(guī)模分組后的實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果表明，中等規(guī)模公司的現(xiàn)金流回歸系數(shù)最大，大規(guī)模公司系數(shù)次之，小規(guī)模公司系數(shù)最小，即小規(guī)模公司的投資現(xiàn)金流敏感性最低，而中等規(guī)模和大規(guī)模公司的投資支出對公司現(xiàn)金流的敏感程度更高。這表明，檢驗(yàn)結(jié)果并不能有效支持所有公司均主要受融資約束影響的結(jié)論。（4）不同規(guī)模公司投資與現(xiàn)金流之間敏感性的意味著這些企業(yè)顯著受到信息不對稱問題的影響，動因不同。小規(guī)模公司樣本組中動因檢驗(yàn)系數(shù)估

31、計值為正，存在融資約束與投資不足現(xiàn)象，這與理論分析與實(shí)踐觀察到的結(jié)果非常吻合；中等規(guī)模公司樣本組中動因檢驗(yàn)系數(shù)估計值為負(fù)，但在10%顯著水平上未通過檢驗(yàn)，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(xiàn)象同時存在于中等規(guī)模公司中；大規(guī)模公司樣本組中動因檢驗(yàn)系數(shù)估計值為負(fù)，且在1%的顯著性水平下通過檢驗(yàn)，結(jié)果支持自由現(xiàn)金流量的代理成本理論，表明大規(guī)模公司存在顯著的代理問題與投資過度現(xiàn)象。規(guī)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(xiàng)目，降低了社會資源的配置與使用效應(yīng)采取有效措施著力完善企業(yè)信用與項(xiàng)目評價的公共服務(wù)體系，降低信息不對稱對中小企業(yè)投融率。其一，資的影響；其二，大力發(fā)展企業(yè)債券市場，改變目前資本市場發(fā)展不平衡的發(fā)展格局，為企業(yè)融資提供更為有效的支撐平臺。其三，進(jìn)一步完善中小企業(yè)發(fā)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(jī)構(gòu)應(yīng)通過業(yè)務(wù)創(chuàng)新、區(qū)別對待等措施，有效滿足中小企業(yè)發(fā)展的融資需求。