中國企業投資與內部融資敏感性影響因素分析

[摘要]以中國制造行業的上市公司為樣本，研究投資一現金流敏感性的影響因素結果表明：投資支出對現金流很敏感，以企業規模作為度量融資約束的變量，未能支持融資約束影響投資與現金流敏感性的觀點，以股利支付率作為度量融資約束的變量，檢驗結果為融資約束越強，投資與現金流敏感性程度越高的觀點提供了證據。投資一現金流敏感性主要是信息不對稱引起的融資約束所致。

[關鍵詞]投資與內部融資；融資約束；代理成本；信息不對稱

[中圖分類號]F830.59

[文獻標識碼]A

[文章編號]1003—3890(2007)06-0066—04

在理想的完美資本市場情況下，企業的融資來源與投資決策無關，然而，由于信息不對稱、管理者的代理人問題，以及交易成本在資本市場上的存在，企業的投資決策不可能與企業的融資來源無關。自Fazzari et al(1988)開創性地研究內部融資與企業投資的關系以來，投資—現金流敏感性問題一直是國外研究的一個主要課題。國內學者在梳理國外文獻的基礎上，也開始研究中國上市公司投資—現金流敏感性問題，取得一定的成果，但沒得出一致的結論，筆者在回顧文獻的基礎上，以中國制造行業的上市公司為樣本，進一步驗證投資一現金流敏感性的影響因素。

一、文獻回顧

公司融資約束與投資一現金流敏感性之間的關系是國外學者近幾年討論的主要課題，在學術界形成兩種截然相反的觀點。由于資本市場的不完善性，外部融資成本與內部融資成本差異較大，即融資約束嚴重的企業，當內部資金發生不足時，會受到投資不足的嚴重影響。因此，融資約束越嚴重的企業，其投資一現金流敏感性就更高。國外學者主要通過選擇股利支付率與企業規模作為反映融資約束的替代變量來實證研究融資約束對企業投資的影響程度。Fazzari et al(1988)以股利支付率作為衡量融資約束的變量，開創性地提出融資約束嚴重的企業更依賴于內部現金進行投資的觀點之后，大量的文獻運用不同的融資約束變量實證研究后發現，投資一現金流敏感性在融資約束性企業中更高(Calomiriset a1．，1995；Hoshi et a1．，1991；Houston and James，2001)。然而，Kaplan and Zingales(1997)運用Fazzariet al(1988)的樣本研究發現，融資約束越弱的公司，其投資—現金流敏感性更高，與Fazzari et al(1988)的觀點相反。Kadapakkam et al(1998)以企業規模為反映融資約束的變量，以OECD六國的公司為樣本實證研究發現，大規模企業的投資—現金流敏感性大于小規模企業，Cleary(1999)。Allayannis(2004)的實證研究也進一步為融資約束弱的公司其投資一現金流敏感性更強的觀點提供了證據。

企業投資一現金流敏感性還受企業經營者對自由現金隨意決定權的影響。企業的經營者擁有企業的控制權而不完全擁有所有權時，管理者的代理人問題就會產生(Jensen and Meckling，1976)。企業經營者為了追求自身利益而具有利用自由現金擴大企業規模的動機(Jensen，1986)，當企業缺少凈現值大于零的有價值的投資項目時，經營者擴大企業規模的動機與股東的利益相沖突。因此，經營者代理人問題的出現，意味著企業發展前景暗淡，或成長性較差的企業，由于經營者的代理人問題，企業投資與現金流具有正的顯著的敏感性。

信息不對稱也導致企業投資與現金流具有正敏感性的因素。由于不對稱信息的存在，外部資金供應者對價格的折扣傳遞給管理層的信息卻可能是證券價格被低估了(Myers and Mailuf，1984)。這樣，管理層發現不發行證券可能更有利，就會相應地減少投資機會。信息不對稱模型預測了當證券發行對信息敏感時，籌集外部資金的成本就會隨著信息不對稱的增加而增加，信息不對稱阻礙了企業有價值的投資項目的實施，而發生投資不足。企業發展前景越好，或者成長性越好，信息不對稱導致的投資不足問題越嚴重，因此，信息不對稱嚴重的高成長性企業更依賴于內部融資，其投資與現金流具有正的敏感性。Vogt(1994)實證研究發現，股利支付較低的大規模企業，經營者代理人問題對投資一現金流敏感性的影響更顯著；股利支付低的小規模企業中，信息不對稱對投資一現金流敏感性的影響更明顯。Degryse and Jong(2006)以荷蘭公司為樣本的實證研究發現，無論企業的發展前景好與壞，投資與現金流都有正的敏感性，然而，與托賓Q值高的公司相比，托賓Q值低的公司投資與現金流的敏感性更顯著，說明經營者的代理人問題更具有解釋力。

由于中國的經濟與制度環境與國外有很大差別，國外的實證結論直接移植到國內缺乏說服力，國內一些學者結合中國特定的制度環境對中國上市公司的投資一現金流敏感性問題進行了研究，研究結果均發現投資對現金流非常敏感，但對其理論根源卻存在爭議。馮巍(1999)發現投資一現金流敏感性僅存在于低股利公司中，并認為這是融資約束所致。何金耿和丁加華(2001)對此提出了質疑，他們基于Vogt(1994)模型的動因檢驗表明，上市公司的投資一現金流敏感性主要源于代理成本，類似的研究還包括鄭江淮等(2001)。然而，不同于前期研究，連玉君和程建(2007)發現融資約束程度輕的公司反而表現出更強的投資—現金流敏感性。有鑒于此，筆者以中國制造行業的上市公司為樣本，進一步檢驗與分析中國上市公司內部融資與企業投資之間的關系，是受制于信息不對稱引起的融資約束還是代理成本所致，以期為中國上市公司的投資與融資行為提供經驗證據與理論借鑒。

二、研究設計

(一)樣本選擇與數據來源

筆者選取2000年12月31日以前上市的制造行業公司為樣本，以22001-2004年為研究窗口，為了保證數據的有效性，剔除了ST、PT公司，因為這些公司或者財務異?；蛘咭烟潛p兩年以上，流動性約束十分嚴重。另外，剔除所需數據缺失的公司，最后采用了1097家樣本公司觀測值。

研究的數據來源于國泰安信息技術有限公司提供的中國股票市場研究(CMSAR)數據庫。

(二)研究模型與變量設計

根據相關研究文獻，結合研究目的，設計如下基本模型進行回歸：

其中：I為投資支出因變量，以固定資產投資占年初固定資產凈值的比表示。CF為企業的凈現金流量，表示企業的內部資金，系數B₁表示投資與現金流的敏感性系數。Q為托賓Q值，以公司的市值與賬面價值的比表示，其中公司的市場以非流通股與每股凈資產的乘積與流通股的市場價值和負債的賬面價值之和表示，Q值越高，意味著企業的發展前景越好，投資水平與Q之間正相關。CS代表流動性存量資產，以年初的貨幣資金、應收票據、短期投資之和除以年初固定資產凈值表示，流動性存量資本將幫助企業在不景氣時熨平投資，且避免企業不得不以高成本獲得外部資金，同時提供了一定的擔保以滿足一些債務條款的要求。SALE代表銷售收入，以期初主營業務收入除以年初固定資產凈值的比表示，如果公司的銷售收入呈現增加的趨勢，說明公司的產品或服務符合市場的需求，獲得了市場的肯定，那么公司勢必擴大投資規模，增加產品的供應量，從而獲得更大的利潤。因此，銷售收入應該是企業投資的加速器。

為檢驗融資約束對投資一現金流敏感性影響的假設，還設計以下變量：(1)企業規模。規模越大的企業，融資渠道越多，融資成本也越低，由于小公司上市比較困難，他們的相關信息很難通過公開融資渠道獲得，從而使得他們面臨較嚴重的非對稱信息問題。與大規模企業相比，小規模企業的融資約束較為嚴重。(2)股利支付率。高股利支付率的企業，可以通過降低股利支付率滿足投資需要，同時高股利支付率向市場傳遞企業發展前景好的信號，因此，高股利支付率企業的融資約束相應較弱。

三、檢驗結果與分析

(一)投資一現金流敏感性是否受融資約束影響的檢驗

融資約束影響投資一現金流敏感性的檢驗結果如表1所示，模型1至模型3是全部觀測樣本的回歸結果，投資與現金流的敏感性在模型1中顯著正相關，Q與投資也正相關，并在10％的水平上顯著，說明企業的成長性對投資具有一定的影響。模型2和模型3在模型1的基礎上逐步加入滯后一期的CS與滯后一期SALE變量，以控制的流動性資產存量與銷售收入對投資與現金流敏感性的影響，投資與現金流的敏感性在模型2和模型3中仍然在1％的水平上顯著正相關，檢驗結果總體上支持了投資受企業內部資金影響的觀點。

為進一步檢驗公司投資是否受到融資約束的影響，筆者采用企業規模和股利支付率作為度量公司融資約束的變量，首先分別按這兩個變量將整個觀測值由低到高排序，企業規模(股利支付率)小于第35個分位數時，觀測樣本為“小規模(低股利)企業組”，企業規模(股利支付率)大于第65個分位數時，觀測樣本為“大規模(高股利)企業組”。然后分別對分組后的子樣本進行回歸，回歸結果如表1的模型4至模型7所示。投資與現金流的敏感性在小規模企業和大規模企業中都顯著地正相關，但大規模企業中敏感性系數與顯著性水平都略大于小規模企業，這一結果與Fazzari et al(1988)的觀點不符，但與Kaplan and Zingales(1997)，KadapakkametM(1998)的實證結果相一致。投資與現金流的敏感性在低股利支付企業和高股利支付企業中都顯著地正相關，但在低股利支付企業中的敏感性系數與顯著性水平明顯高于高股利支付企業，為融資約束程度與投資一現金流敏感性之間呈正相關的觀點提供了證據，支持了Fazzari et al(1988)的觀點。

(二)代理成本還是信息不對稱假說的檢驗

根據前面的理論分析，發展前景好的企業，信息不對稱與投資現金流的敏感性更相關，而代理人問題在發展前景暗淡的低成長企業中起更重要的影響。筆者以托賓Q值作為反映企業發展前景的變量，Q值越高，企業的發展前景越好。首先按公司的托賓Q值將整個觀測值由低到高排序，托賓Q值小于第35個分位數時，觀測樣本為“低Q值企業組(LQ)”，托賓Q值大于等于第65個分位數時，觀測樣本為“高Q值企業組(HQ)”。表2的模型1是用LQ*CF和HQ*CF兩個交叉變量替代CF變量進行回歸的結果，當觀測樣本屬于低Q值企業組時，LQ取值為1，否則取值為O；當觀測樣本屬于高Q值企業組時HQ取值為1，否則取值為O，模型1中HQ*CF系數(0.291)大于LQ*CF的系數(0.134)，而且顯著性水平(1％的水平)也高于LQ*CF的顯著水平(5％)，說明信息不對稱程度對企業投資現金流的敏感性起著更顯著的影響。

為進一步分析信息不對稱對投資現金流敏感性的影響，筆者借鑒Vogt(1994)的做法，在模型中加入Q*CF變量，如果Q*CF的系數為正，說明Q值越高的企業，具有更高的現金流系數，支持信息不對稱假說，如果Q*CF的系數為負，說明低Q值的企業具有較高的現金流系數，又與代理人問題假說相一致。從表2中模型2的檢驗結果發現，Q*CF的系數顯著為正，進一步支持了表2中模型1的結論。

四、結論

筆者以中國制造行業的上市公司為樣本對投資一現金流敏感性問題研究發現，以企業規模作為度量融資約束的變量，未能支持融資約束影響投資一現金流敏感性的觀點，然而，以股利支付率作為度量融資約束的變量，檢驗結果為融資約束越強，投資一現金流敏感性程度越高的觀點提供了證據。筆者進一步以Q值作為反映企業發展前景的指標檢驗發現，信息不對稱程度對企業投資一現金流敏感性起著更顯著的影響，而代理成本對投資一現金流敏感性影響較弱。筆者的檢驗結果總體上支持了投資一現金流敏感性主要是信息不對稱引起的融資約束所致的觀點。

責任編輯：張增強

責任校對：學 詩