第３３卷第２期财经研究ＶｏＬ３３Ｎｏ．２２００７年２月ＪｏｕｒｎａｌｏｆＦｉｎａｎｃｅａｎｄＥｃｏｎｏｍｉｃｓＦｅｂ．２００７
投资一现金流敏感性：
融资约束还是代理成本？＊
连玉君，程建
（西安交通大学金禾经济研究中心，陕西西安７１００４９）
摘要：文章在控制Ｔｏｂｉｎ’ｓＱ衡量偏误的前提下，重新审视了中国上市公司的投资一现金流敏感性问题。结果表明，在控制衡量偏误的影响下，投资支出仍然对现金流非常敏感。然而，不同于前期研究，文章发现融资约束程度轻的公司反而表现出更强的投资一现金流敏感性。对此“反常”现象的动因检验表明：融资约束程度轻的公司倾向于过度投资，代理问题是导致现金流敏感性的主要原因；而融资约束较为严重的公司则表现为投资不足，信息不对称是导致现金流敏感性的主要原因。
关键词：投资；现金流；融资限制；代理成本；面板向量自回归模型
中图分类号：Ｆ８３０．９文献标识码：Ａ文章编号：１００１—９９５２（２００７）０２—００３７—００１０
一、引言
在资本市场完美假设下，公司的各种融资方式可以完全替代，投资行为与融资方式无关。然而，Ｍｙｅｒｓ和Ｍａｊｌｕｆ（１９８４）认为，资本市场中的信息不对称将导致部分公司面临融资约束，从而致使投资支出对现金流的变动非常敏感。这一理论预期得到了自Ｆａｚｚａｒｉ等（１９８８）以来的一系列实证研究的支持。通常的做法是，按照某些先验指标（如公司规模、股利支付率等）把样本公司划分为融资约束组和非融资约束组，并将前者表现出的更为强烈的投资一现金流敏感陛视为存在融资约束的证据。然而，自Ｋａｐｌａｎ和Ｚｉｎｇａｌｅｓ（１９９７）以来，上述结论受到了多方面的质疑，最具挑战性的观点有两个：一是Ｔｏｂｉｎ’ｓＱ的衡量偏误；二是投资一现金流敏感性能否作为判断融资约束存在与否的依据。
一系列研究表明，即使不存在融资约束，Ｔｏｂｉｎ’ｓ的衡量偏误也可能导致投资一现金流敏感性。Ｅｒｉｃｋｓｏｎ和Ｗｈｉｔｅｄ（２０００）针对美国上市公司的研究表明，若合理控制Ｔｏｂｉｎ’ｓＱ衡量偏误，现金流对投资支出并不具有显著影响。Ｇｏｍｅｓ（２００１）ｊｌＪ］通过模拟分析从理论上证实了这一结论。Ｅｒｉｃｋｓｏｎ和收稿日期：２００６—０７—１１
作者简介：连玉君（１９７８一），男，河南淮阳人，西安交通大学金禾经济研究中心博士生；
程建（１９７８一），男，陕西长安人，西安交通大学金禾经济研究中心博士生。・３７・
财经研究２００７年第２期
Ｗｈｉｔｅｄ（２００５）的比较分析表明，采用基于Ｔｏｂｉｎ’ＳＱ构造的指标来衡量投资机会往往存在严重的偏误。就采用投资一现金流敏感性来检验融资限制假说这一方法的合理陛而言，Ｋａｐｌａｎ和Ｚｉｎｇａｌｅｓ（１９９７）最先提出了质疑。他们将Ｆａｚｚａｒｉ等（１９８８）样本中融资约束最严重的４９家公司进一步划分为三个子样本组，但却得到了与Ｆａｚｚａｒｉ等（１９８８）完全相反的结果：融资约束轻的公司反而表现出更为强烈的现金流敏感性。这一结果得到了Ｃｌｅａｒｙ（１９９９）基于大样本的实证支持。Ｃｌｅａｒｙ指出，这一“反常”结果可以用自由现金流假说来解释，而融资约束并非导致投资一现金流敏感性的惟一原因。随后的一系列研究以Ｖｏｇｔ（１９９４）模型为基础，试图验证融资限制假说和自由现金流假说何者更具有解释能力。
针对中国上市公司的一系列研究都发现投资对现金流非常敏感，但对其理论根源却存在争议。冯巍（１９９９）发现投资一现金流敏感性仅存在于低股利公司中，并认为这是融资约束所致。何金耿和丁加华（２００１）对此提出了质疑，他们基于Ｖｏｇｔ（１９９４）模型的动因检验表明，上市公司的投资一现金流敏感性主要源于代理成本。类似的研究还包括郑江淮等（２００１）、梅丹（２００５）。
上述研究主要存在两个局限：其一，衡量偏误问题。上述研究均采用Ｔｏ－ｂｉｎ’ＳＱ来衡量投资机会，但中国股票市场缺乏有效性这一事实使得该指标不可避免地存在严重的衡量偏误（Ｅｒｉｃｋｓｏｎ和Ｗｈｉｔｅｄ，２０００）。因为此时股票价格只能反映历史信息而不具有前瞻性。Ｔｏｂｉｎ’ＳＱ的衡量偏误将导致统计推断失效，此时模型中所有变量的参数估计都将是有偏的，存在衡量偏误的变量之参数估计通常会非常接近于零，而本身不具备解释能力的变量却可能非常显著，模型的Ｒ２也会被严重低估，而现有的实证结果也的确反映出这些特征。①其二，上述文献均以Ｖｏｇｔ（１９９４）模型为基础进行动因检验，但该模型并不适于研究中国上市公司：（１）Ｖｏｇｔ假设低成长公司自由现金流丰富，但缺乏投资机会，而高成长公司则相反，但多数中国上市公司却表现出低成长伴随低盈利的特征（连玉君、程建，２００６）。（２）Ｖｏｇｔ假设引入交乘项后的模型仍然是线性的。然而，Ｍｙｅｒｓ和Ｍａｊｌｕｆ（１９８４）指出，投资不足会随着投资机会的增加而越发严重，这意味着现金流和Ｔｏｂｉｎ’ＳＱ交乘项的系数与Ｔｏｂｉｎ’ＳＱ的变化相关，致使模型呈现出非线性关系，此时交乘项的系数已不再具有线性模型设定下的含义了。
本文的目的有二：其一，验证前期研究中发现的投资一现金流敏感性现象是否源于Ｔｏｂｉｎ’ＳＱ的衡量偏误导致的假象。为此，我们基于面板ＶＡＲ模型构造了一个新的衡量投资机会的指标——基准Ｑ，其构造不依赖股价信息，可以有效避免Ｔｏｂｉｎ’ＳＱ存在的缺陷。其二，若投资一现金流敏感性现象仍然存在，便需要进行动因检验。鉴于Ｖｏｇｔ（１９９４）模型的缺陷，我们从信息不对称和代理成本理论的基本假设人手建立了一个新的动因检验模型。・３８・
连玉君、程建：投资一现金流敏感性：融资约束还是代理成本？
二、研究设计
为便于与前期研究对比，本文亦采用Ｆａｚｚａｒｉ等（１９８８）模型展开分析：Ｉ“／Ｋｈ一１一ｆ１１（ｋ＋亿（ＣＦｉ。／Ｋｉｔ－１）＋咄＋７。＋Ｕｉ。（１）其中，Ｉｉｔ为投资支出，Ｋ¨为期初资本存量，Ｑｔ为投资机会，ＣＦｉｔ为现金流量，咕和７。分别为不可观测的公司个体效应和时间效应，ｕｊ。为随机干扰项。为了保证检验结果的稳健性，我们选择了文献中广泛使用的三种指标进行分组：公司规模、国有股比例和股利分派率。将相应指标值大于样本中位数的公司划分为非融资约束组，低于样本中位数的划分为融资约束组。我们继而针对两个子样本组分别估计模型（１），并采用“自体抽样法”（Ｂｏｏｔｓｔｒａｐ）检验现金流系数ｆｌｚ的组间差异是否显著。下面依次说明投资机会的代理指标——基准Ｑ的构造方法、动因检验模型的设定以及组间差异显著性的检验方法。
（一）基准Ｑ的构造
经典Ｑ投资模型具有如下形式（Ｈａｙａｓｈｉ，１９８２）：
Ｉｎ／Ｋｉｔ－１＝（１／ａ）ＥＣｏ｜ｉ，ＩＱｉ。］＋咄＋７。＋ｋ
的所有未来边际利润的折现值：
Ｅ［－ｑｉｔ（２）其中，ｄ为资本调整系数，Ｅ［啦ｌＱ；。］为边际Ｑ，等于新增一单位资本带来Ｑ｜ｔ］＝∑ｏ删。入８ＥＥｒｉｅ－。ＩＱｌ。］（３）这里，入为折现因子。参考Ｇｉｌｃｈｉｒｉｓｔ和Ｈｉｍｍｅｌｂｅｒｇ（１９９５）的处理方式，设‰＝ｂ７＆。其中，ｂ为常数向量，№一（０Ｉ。，Ｓ。）７，其中优ａ和Ｓ。分别为经营利润一资本比率和销售额一资本比率。假设＆服从如下一阶平稳向量自回归（ＶＡＲ）过程：
＆一Ａ№一１＋准＋以＋“。（４）其中，Ａ为系数矩阵，地为随机干扰项，与＆一－不相关。若假设信息集合亿中仅包含‰的滞后项以反映信息传递的滞后性，则由（３）式和（４）式可得：
ＦＱｔ＝ＥＥｑａＩｎｅ］一ｂ７（Ｉ—ＡＡ）一１入Ａ筠，ｌ（５）其中，ｂ一（１，０）７，折现因子可由入＝（１－－艿）／（１＋ｒ）估算，取折旧率８—１５％，贷款利率ｒ＝６％，则入≈ｏ．８。系数矩阵Ａ可通过估计面板ＶＡＲ模型（４）得到。为此，本文参考Ａｒｅｌｌａｎｏ和Ｂｏｒｅｒ（１９９５），首先采用“组内均值差分法”去除时间效应７。，继而采用“前向均值差分法”去除个体效应唯。如此变换后的干扰项瓦与＆的当期值和滞后项都不相关，因此可利用矩条件Ｅ［＆一，“。］＝ｏ（Ｖｓ≥ｏ）来构造ＧＭＭ估计量。为避免小样本偏误，选择ｘｉｔ的当期值作为工具变量，依据ＢＩＣ信息准则确定的滞后阶数为ｐ＝ｌ。由于在构造基准Ｑ的过程中无需反映公司市场价值的信息，也并不需要满足Ｈａｙａｓｈｉ（１９８２）设定的假设条件，所以可以有效克服Ｔｏｂｉｎ’ｓＱ存在的衡量偏误。・３９。
财经研究２００７年第２期
（二）动因检验
１．模型设定。为了探求不同样本组中的投资一现金流敏感性到底源于融资约束还是代理成本，我们构造了如下实证模型：
Ｉｉｔ／Ｋｉｔ－１一髓ＦＱ“＋＆ＣＦｉｔ＋＆ＣＦｉ，・ＤＲ－＋－１３ｔＴＬｉ。＋咄＋Ｘ＋ｕｎ（６）其中，ＤＥ；。为反映公司经营效率的虚拟变量，若公司ｉ在第ｔ年的经营效率指数ＭＥＩ。（下面将介绍其估算方法）大于样本中位数，则ＤＥｉ。取值为１，反之则为０；ＴＬ；。为公司的总负债率，用于反映公司的外部融资情况。
模型（６）的基本思想可简述如下。若投资一现金流敏感性主要由代理问题引起，那么随着经营效率的提高（代理成本降低），经理人的过度投资行为将受到抑制，从而使投资一现金流敏感性下降，即ｐｓ的符号应当显著为负。由于这类公司拥有丰富的现金流，债务的融资功能居于次要地位，致使负债的增加并不会显著影响其投资支出，因此ｐ４应当不显著。②反之，若投资一现金流敏感性主要由融资约束所致，那么即使内部经营效率提高，投资一现金流敏感性也并不会有明显变化。因为单个公司经营效率的提高并不能改变整个资本市场的结构性缺陷。但外部融资数量的增加却能缓解融资约束并进而增加投资支出。因此，对于这类公司而言，我们预期风不显著而ｆｉ４显著为正。
由于＆仅反映了高效率与低效率公司之间的现金流敏感性差异，高效率公司本身的现金流敏感性，可针对Ｈｏ：ｆｉｚ＋＆一０进行Ｗａｌｄ检验。若接受Ｈｏ，则表明经理人的过度投资行为得到了有效抑制，以至于不再表现出敏感性。反之，则表明经营效率的提高并不能有效缓解现金流敏感性。
模型的检验依据可概括为：若岛显著为负而恿不显著，且Ｗａｌｄ检验倾向于接受Ｈ０，则投资一现金流敏感性源于代理成本；反之，若恳不显著而＆显著为正，且Ｗａｌｄ检验倾向于拒绝乩，则投资一现金流敏感性源于融资约束。
２．经营效率指数ＭＥＩ的估算。代理成本和外部干扰的存在致使公司的实际经营效率ＭＥｉ。往往低于其最大值ＭＥｔ，偏离部分可视为无效率经营，这可以采用如下随机边界模型描述：
ＭＥｉ。一Ｚ７“ｐ＋ｖｉｔ—ｕｉｔ（７）其中，ＭＥ“用Ｔｏｂｉｎ’ｓＱ衡量③，ｚｉ。为一组影响经营效率的变量，包括负债率ＴＬｉｔ、公司规模ＳＩＺＥ，，、投资支出ＩＪ。、流通股比例ＴＳＨＲ，。和个股超额收益率ＡＲ。，ｐ为相应的系数向量。模型的干扰项包括ｖｔ。和Ｕ；。两个部分。ｖ。～Ｎ（０，砖）为通常意义上的随机干扰项；ｎｉｔ用于反映代理问题导致的无效率经营，由于它只会降低经营效率，所以假设其服从半正态分布，即ｕ。～Ｎ＋（ｏ，酲）。为了反映面板数据的特征，我们采用Ｂａｔｔｅｓｅ和Ｃｏｅｌｌｉ（１９９２）的设定方式ｕ；。一ｕｔ∥’Ｄ，１】和Ｔ分别为时滞参数和样本区间。采用最大似然法获得的参数估计值后，便可以计算出“经营效率指数”——实际经营效率ＭＥｉｔ与最大值ＭＥ＊的比值：・４０・
ＭＥＩ“＝赢卷揣－ｅｘｐ（一ｕ“）
（三）组间差异显著性检验连玉君、程建：投资—现金流敏感性：融资约束还是代理成本？（８）
目前多数实证研究通过简单比较不同组间现金流系数的估计值和其显著水平来判断组间的差异是否显著，但该方法缺乏统计检验的支持。本文采用“自体抽样法”（Ｂｏｏｔｓｔｒａｐ）来进行检验。原假设是Ｈｏ：ｄ＝０。检验的统计量是采用自体抽样法计算出的实证Ｐ值，它表示我们实际观察到的组间系数差异可能出现的概率，步骤为：（１）从原始的ｎ家样本公司中随机抽取１１１和ｎｚ家公司，并把它们分配到融资约束组和非融资约束组；（２）分别估计两个组中的系数值，并记录系数差异ｄｉ；（３）将第１步和第２步反复进行ｋ次（本文ｋ－－３０００），继而计算出ｄｉ（ｉ一１，２，…，ｋ）大于实际系数差异ｄ的百分比，即得到实证Ｐ值。
三、实证结果及分析
（一）样本筛选和指标定义
本文数据取自ＣＳＭＡＲ数据库，样本区间为１９９８～２００３年。筛选原则为：（１）选取１９９８年１月１日以前上市且仅发行Ａ股的公司；（２）剔除样本区间内总资产成长率或销售成长率大于１００％的公司以防止兼并重组的影响；（３）剔除金融类以及样本区间内被ＳＴ或ＰＴ的公司；（４）剔除砀ｂｉｎ’ＳＱ大于１０或小于０以及现金流绝对值大于２的公司以避免异常值的影响。表１列示了代理变量的定义方法和基本统计量。Ｔｏｂｉｎ’ＳＱ的计算方法同冯巍（１９９９）。
表１代理变量的基本统计量和计算方法（Ｎ－－－－３０７家．Ｔ＝６年。ＮＴ－－－－－１８４２）
变量
Ｉｌｔ／Ｋｉｔ－ｌ含义投资支出比率均值标准差最小值最大值计算方法（购建固定资产、无形资产和其他长期资产的支出）／期初
固定资产净额
经营活动产生的现金流量净
额／期初固定资产净额
公司总市值／资产重置成本
见文中第二部分第一节
总资产的自然对数
流通股数量／总股本
困有股数每／总股本
（普通股股利／普通股数）＊每
股收益
负债总额／总资产
采用市场模式法计算而得０．２６１０．３１４Ｏ２．６８７ＣＲｔ／Ｋｉｔ＿１Ｔｏｂｉｎ’ｓＱＦＱｓＩＺＥＴＳＨＲＳＳＨＲＤＰＲＴＬＡＲ现金流比率投资机会投资机会公司规模流通股比例国有股比例股利支付率０．１８２１．６３７０．３３４０．５１６０．１６４０．８３０——１．５９８０．８７１——１．２１１１８．７８９０．０４５Ｏ１．９７８５．４３６０．１２５２０．９７６０．３７８０．３４７０．２４１１．１６１２４．３２６０．７６７０．９０９０．１２８０．２６４０．６７５０．１６２０．０２２一４．９１６Ｏ．０１１——０．０７１７．８２２０．９４１０．１５３总负债率超额收益率０．４１４——０．００１
（二）Ｔｏｂｉｎ’ｓＱ与基准Ｑ
为了验证采用基准Ｑ衡量投资机会的合理性，我们分别用Ｔｏｂｉｎ’ＳＱ和ＦＱ作为经典Ｑ模型（２）中Ｅ［ｑｉ。ｌＱ“］的代理指标进行回归分析，新增资本调整到一个新的稳定状态的半周期ＨＬ＝ｌｎ２／（１／ａ）。相对于ＦＱ，采用Ｔｏｂｉｎ’ｓＱ得到的（１／ａ）估计值都非常低，意味着资本的调整成本很高。这种差异在针・４１・
财经研究２００７年第２期
对样本总体的估计结果中非常明显：Ｔｏｂｉｎ’ｓＱ的系数估计值为０．０６５，半周期为１１年；而ＦＱ的估计值为０．３０２，半周期为２年。分组结果显示，Ｔｏｂｉｎ’ｓＱ设定下的半周期介于６～１８年，而在ＦＱ设定下的半周期为２－－－４年。我们对１９９２＂－＇２００４年所有上市公司的统计表明，投资项目的平均建设期和回收期分别为１．５６年和５．２５年。显然，采用ＦＱ衡量上市公司的投资机会更为合理。
表２
样本组
全部样本
大规模公司Ｔｏｂｉｎ’ｓＱ与基准Ｑ的对比分析ＦＱ良２０．００６０．０３９
０．００６
０．０１５
０．００１
０．０１５
０．００２Ｔｏｂｉｎ’ｓＱ（１／Ｒ）ＨＬ（１／ａ）ＨＬ２韶０．０９９０．０５９０．０６５（３．４６０）…０．０６７（１．６３７）０．０６４（３．１０８）”。０．１１０（３．６８３）“’１１１０１１６０．３０２（６．１２ｉ）…０．４０４（６．１６８）”。０．１８９（２．５６１）”４２３２３２小规模公司高国有股比例０．１４８０．０６８０．１３２０．０６３０．１３２０．２５９（３．７６１）…０．３４４（４．８７７），ＩＨｔ，，１１－１８低国有股比例０．０３８（１．５５２）高股利分派率０．０９２（３．５４４）…８０．２０９（２．７５９）…０．３５８（５．４４９）”。低股利分派率０．０４２（１．５７４）１７
注：（１）”。、“和。分别表示在１％、５％和１０％水平上显著，括号中为ｔ值，下同；
（２）所有变量均已通过“组内均值差分”去除了个体效应和时间效应，下同。
（三）投资一现金流敏感性
在控制衡量偏误的干扰后，现金流是否仍然会显著影响公司的投资行为呢？不同于Ｅｒｉｃｋｓｏｎ和Ｗｈｉｔｅｄ（２０００）针对美国公司的研究，我们对模型（１）的估计结果对这一问题给予了肯定的回答，结果见表３。与前期研究不同的是，我们发现非融资约束组（大规模、高国有股比例、高股利分派率公司）反而表现出更强的投资一现金流敏感陛。从实证Ｐ值来看，除了按股利分派率分组时组间的现金流系数没有显著差异外，当按公司规模和国有股比例分组时，非融资约束组的现金流系数分别在３．７３％和９．７３％的水平上显著大于融资约束组。这与Ｋａｐｌａｎ和Ｚｉｎｇａｌｅｓ（１９９７）以及Ｃｌｅａｒｙ（１９９９）的研究结果颇为相似。如果投资一现金流敏感性仅仅源于融资约束（如冯巍，１９９９），那么我们观察到的结果应恰恰相反。因此，这背后显然有更为复杂的原因。
表３投资一现金流敏感性检验结果
样本组
全部样本
大规模公司
小规模公司
实证Ｐ值ＦＱＣＦＲ２０．１２８０．０８４０．１７３０．２９３（５．９７９）…０．１８３（２．５０２）”０．１０３（４．４４６）…０．１３７（３．９８０）…０．０７０（２．２６３）”０．０３７３０．３９５（６．０４６）…０．００７
高国有股比例
低国有股比例０．２１９（３．１５２）…０．３５８（５．０９８）…
０．０６５３０．１２５（３．４５４）…０．０９４（３．０７９）”。０．０９７３０．１０２０．１６０实证Ｐ值
高股利分派率
低股利分派率
实证Ｐ值０．１９７（２．６０４）…０．３５１（５．３８４）…０．０４７７０．１０８（２．９１４）…０．１００（３．３４２）”。０．４２２０．１０００．１６０
注：“实证Ｐ值”经由自体抽样法反复抽样３０００次得到，下同。・４２・
连玉君、程建：投资一现金流敏感性：融资约束还是代理成本？
（四）动因检验
１．经营效率指数的估算。在估计动因检验模型（６）之前，我们先估计模型（７）并进而利用（８）式估算出每家公司的经营效率指数ＭＥＩｉ。，结果见表４。所有变量的系数估计值都有比较合理的符号。从表４中Ｂ栏的统计结果来看，上市公司的平均经营效率指数为０．７４４，表明若所有的资源都达到有效配置，其平均经营效率还能再提高３４．４％＝（１一Ｏ．７４４）／０．７４４。
’
表４随机边界模型估计结果及经营效率指数描述性统计
豇
（Ｏ．４６１…
（一６．０６７）ＳＩＺＥＩ０．０７３”ＴＳＨＲ１．１１７‘‘’ＡＲ常数项ｆ（５）６７８．９６８（Ｏ．３１９…（一１８．２５４）２．６２０…（６．７７６）８．８４２…（２１．９３５）（２．５１６）（１０．２６６）Ｐ＝Ｏ．０００Ｂ：经营效率指数的描述性统计分析
均值标准差砌最小值
Ｏ．５２６最大值０．９６７偏度０．３５０峰度２．９８５０．７４４０．０７４
注：”。和“分别表示在１％和５Ｎ水平上显著，括号中为ｔ值。
２．动因检验结果。针对模型（６）的估计结果见表５。就样本总体而言，在经营效率较低的公司中，平均现金流敏感系数为０．１６１，而高经营效率公司的现金流敏感系数则在５％显著水平上降低了０．１０９。同时，随着外部融资的增加（ＴＬ增加），公司的投资支出也会显著增加。这表明我国上市公司的投资一现金流敏感性可能是融资约束和代理问题共同作用的结果，而下面的分组检验恰恰证实了这一猜测。
我们发现在非融资约束组中，交乘项ＣＦＸＤＥ的系数都显著为负，而ＴＬ的系数ｐ４则均不显著。依据前面的理论分析，代理问题是导致这类公司表现出投资一现金流敏感性的主因。从Ｗａｌｄ检验的结果来看，针对大规模、高国有股比例以及高股利支付率公司检验所得的Ｐ值分别为０．１０５、０．３８９和０．４９３，无法拒绝原假设Ｈｏ。这表明在非融资约束组中，经营效率高（代理成本低）的公司并没有表现出投资一现金流敏感性。因此，内部现金流多并不必然导致过度投资，只有在代理成本较高，经理人的行为得不到有效监督的情况下才会出现过度投资，并进而表现出投资一现金流敏感性。
相比而言，小规模、低国有股比例以及低股利支付率公司表现出的投资一现金流敏感性则主要归因于融资约束：在三个样本组中，交乘项ＣＦＸＤＥ的系数岛虽然为负但都不显著，而ＴＬ的系数＆却显著为正。这意味着经营效率的提高并不能明显缓解这类公司对现金流的依赖，因为现金流的匮乏使得这类公司的经理人即使有过度投资的动机，也不具备相应的条件。Ｗａｌｄ检验结果也恰恰证实了这一点。除针对小规模公司的Ｗａｌｄ检验值无法拒绝ＨＤ外，针对另外两个样本组的检验都在１０％水平上拒绝了Ｈ０。前文已经提到，模型（８）中的变量１Ｌ仅反映债务的融资功能。因此，１Ｌ显著为正表明对于这类公司而言，外部融资的增加能够有效缓解其融资约束，从而使投资支出明显增加。・４３’
财经研究２００７年第２期
在明确区分了不同样本组间投资～现金流敏感性的动因后，我们可以对组间投资一现金流敏感性的差异作进一步的阐释。对于经营效率低的公司而言，在三种分组方式下，非融资约束组仍然表现出更强烈的投资一现金流敏感性，其现金流敏感系数分别在９．３％、４．１％和３．９％水平上显著大于融资约束组。我们认为这是因为，在代理问题更为严重的公司中，经理人具有择机投资的能力，导致一旦现金流有所增加，他们就可以进行投资以满足其扩大公司规模的愿望。而对于融资约束较为严重的公司，由于其生存压力较大，所以不会将所有现金流都用于投资，它可能要保持一定的流动性以应对异常情况。
表５动因检验结果
样本组ＦＱ（髓）ＣＦ（＆）
０．３９９’。。０．１６１。。。ＣＦ。ＤＥ（岛）ＴＬ（融）（Ｏ．１０９。。０．１９９’’
（一２．４８３）
（一１．９２２）
（Ｏ．０８５
（一１．４２３）（２．２０８）（ｏ．９２６）（２．１３１）（Ｏ．１２２＊０．１２６Ｗａｌｄ２．９０Ｒ２０．１５全部样本大规模公司小规模公司（７．５４２）（３．０９８）（７．４６６）（４．９３９）（４．１８２）（２．７２９）
０．０９３０［ｏ．０８９］２．６３０．１０７０．２５４”。０．１９８“。［ｏ．１０５］０．１９７０．５１２。。。０．１２２’。。０．２５４。。０．８２［Ｏ．３６７］
０．７４０．１５实证Ｐ值高四有股比例
低国有股比例０．０１０７０．３１６０——０．３３５。’’０．２３２‘‘。（Ｏ．１９３。。。０．１２７（一２．８８４）（Ｏ．０５５
（一ｏ．９３２）
一Ｏ．２０５。－Ｋ－４５
（～２．９２１）
～Ｏ．０５９
（一１．０２１）（Ｌ０３０）０．２４７＊（４．５８０）（５．７６９）（４．３２５）（３．０１７）０．０４１０［ｏ．３８９］２．８１０．１６３０．４５１“’０．１２７“。（１．８５１）０．０８３［ｏ．０９４］０．４７０．１１３实证Ｐ值高股利分派率０．１４８００．０２８７——０．２９４”’０．２３５…（３．４９４）（４．０５２）（３．２１７）
０．０３９０（ｏ．６７２）０．２７８“［ｏ．４９３］２．７５０．１８５低股利分派率实证Ｐ值０．４５９…０．１３０“。（６．６２５）０。０６３３（２．１１３）ｒｏ．０９８３０．０１７７——
注：“Ｗａｌｄ”表示Ｗａｌｄ检验得到的Ｆ值，方括号中为相应的Ｐ值。
四、结论
本文在控制投资机会衡量偏误的前提下，重新审视了中国上市公司的投资与现金流之间的关系。研究结果表明，即使在有效控制衡量偏误的情况下，上市公司的投资支出仍然对现金流非常敏感。因此，前期研究中发现的投资一现金流敏感性并非Ｔｏｂｉｎ’ｓＱ的衡量偏误导致的假象，这与Ｅｒｉｃｋｓｏｎ和Ｗｈｉｔｅｄ（２０００）针对美国公司的研究结果不同。
然而，不同于前期研究，我们发现消除衡量偏误的影响后，非融资约束组公司反而表现出更为强烈的投资一现金流敏感性。这一结果与Ｋａｐｌａｎ和Ｚｉｎｇａｌｅｓ（１９９７）以及Ｃｌｅａｒｙ（１９９９）针对美国上市公司得到的结果颇为相似。采用本文建立的动因检验模型之检验结果表明，在大规模、高国有股比例以及高股利分派率公司中，投资一现金流敏感性主要由代理成本所致；而在小规模、低国有股比例以及低股利支付率公司中，融资约束是主因。・４４。
连玉君、程建：投资一现金流敏感性：融资约束还是代理成本？
因此，虽然中国上市公司整体上表现出强烈的投资一现金流敏感性，但这一现象并非仅仅由融资约束（如冯巍，１９９９；郑江淮等，２００１）或代理问题（如何金耿和丁加华，２００１）所致，而是因公司的类型而异。这反映出实务界和学术界都非常关注的两个问题：一方面，治理机制的缺陷诱使部分公司进行了大量低效率的过度投资；另一方面，资本市场固有的缺陷致使另一些公司无法获得足够的资金以满足自身的投资需求。这在很大程度上增加了宏观调控的难度。具体表现为：当经济不景气时，扩张性的货币政策有益于降低面临融资约束的公司的融资成本，有利于刺激投资；但与此同时，代理问题严重的公司中的过度投资行为也会因此而增加，从而致使政策效果表现为过度调整（ｏｖｅｒ－ｓｈｏｏｔｉｎｇ）。相反地，紧缩性的货币政策虽然能够显著降低面临融资约束公司的投资支出，但却无法抑制部分公司的过度投资行为，从而使政策效力不足。因此，如何在加强上市公司内部治理机制的同时逐步发展和完善资本市场是促使上市公司有效投资和保持宏观经济稳定运行的关键所在。
＊作者感谢审稿人和台湾中央研究院钟经樊研究员提出的宝贵意见。当然，文责自负。注释：
①如冯巍（１９９９）文中的Ｒ２介于０．０２８和０．０７６之间，Ｔｏｂｉｎ’ＳＱ也仅在１０％水平上显著；郑江淮等（２００１）文中针对所有年度的回归方程中Ｔｏｂｉｎ’ｓＱ均不显著，Ｒ２存在很大的波动性。
②这里需要说明的是，虽然债务同时具有融资功能和治理功能，但由于我们在随后估算经营效率ＭＥＩ的过程中加入了ＴＬ，所以债务的治理功能都已反映在ＤＥ中。因此模型（６）中的负债率ＴＬ将主要反映债务的融资功能。
③Ｅｒｉｃｋｓｏｎ和Ｗｈｉｔｅｄ（２００５）研究表明，当Ｔｏｂｉｎ’８Ｑ作为被解释变量用以衡量经营绩效时，并不会对解释变量的参数估计产生任何影响。
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・４６・ｍｏｄｅｌ（Ｏｒ任编辑：喜雯）
投资-现金流敏感性:融资约束还是代理成本?
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被引用次数：连玉君， 程建， LIAN Yu-jun， CHENG Jian西安交通大学,金禾经济研究中心,陕西西安,710049财经研究JOURNAL OF FINANCE AND ECONOMICS2007，33(2)17次
参考文献(19条)
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18. 这里需要说明的是,虽然债务同时具有融资功能和治理功能,但由于我们在随后估算经营效率MEI的过程中加入了TL,所以债务的治理功能都已反映在DE中.因此模型(6)中的负债率TL将主要反映债务的融资功能
19. Erickson和Whited(2005)研究表明,当Tobin's Q作为被解释变量用以衡量经营绩效时,并不会对解释变量的参数估计产生任何影响
相似文献(10条)
1.学位论文 武斌 中国上市公司投资—现金流敏感性问题研究 2007
投资-现金流敏感性从1988年Fazzari首次正式提出到现在，一直是公司财务领域学者们探讨的热点问题。Fazzari，Kaplan，Myers，Majluf,
Jense，Stiglitz等诸多世界著名学者都对该问题的研究做出过重要的贡献。并且，对该问题的研究同时推动了公司治理、资本结构动态调整等相关理论的发展，有许多研究成果都被世界500强的公司应用在其现金流管理和管理层激励政策当中，使公司的投资收益率和现金流管理水平得到大幅提升。 造成投资-现金流敏感性问题的原因有两种：非对称信息导致的融资约束和管理自由化导致的过度投资。不同的公司其投资对现金流的依赖性不同，背后的原因也不同。本文通过对中国沪深上市公司1999-2000和2004.2005年间公司投资与自由现金流之间相关关系的研究，探讨中国上市公司的投资-现金流敏感性及其背后的原因，利用改进后的回归模型与以前研究模型的效果进行对比，并进一步分析公司特征对投资一现金流敏感性的影响。本文的
目的是要找出影响中国公司投资-现金流敏感性的关键因素，为降低企业外部融资时面临的信息不对称程度，减少无效率的过度投资行为，提高公司治理结构和盈利能力提供可行的参考意见。
通过两阶段最小二乘法和面板数据对样本数据进行回归分析后发现：中国上市公司都存在不同程度的投资-现金流敏感性问题，拥有较高增长率的公司其投资对现金流的敏感性源于非对称信息；投资前景较差的公司其投资对现金流的敏感性则源于管理自由化。公司规模和资产负债率对现金流敏感性的影响显著，小规模公司的投资-现金流敏感性要高于大规模公司，并且动因检验结果为管理自由化，大公司的动因检验结果效果不显著；高负债率公司的投资-现金流敏感性要远低于低负债率公司，而且高负债率公司更可能受到管理自由化的影响，而低负债率公司更可能受到非对称信息的影响。由于中国上市公司并不注重股东回报率，股利支付率对公司现金流敏感性几乎没有影响，不能作为衡量融资约束程度的指标。
2.期刊论文 孙晓琳 终极控制、内部现金流与投资支出 -商业研究2010(6)
基于2005-2008年我国A股上市公司的研究样本,以终极控股股东的现金流权、控制权与现金流权分离度作为控股股东与少数股东利益一致程度的代理变量,对投资现金流敏感性进行实证检验,揭示上市公司投资行为特征.研究表明:我国上市公司投资现金流敏感性普遍存在.对于国有终极控股公司,这种敏感性随着终极控股股东现金流权的增加而降低,同时随着控制权与现金流权分离度的增加而增加,支持了自由现金流过度投资假说,也体现了终极控股股东利益趋同效应与侵占效应对投资支出的影响,并且终极控股股东利益侵占效应发生不仅需要能力和动机,还需要公司具有充足现金流这一"机会",较少的现金流能够有效地抑制国有终极控股公司的过度投资行为:而非国有终极控制公司更可能面临着融资约束,但尚未得到严格的实证支持.
3.学位论文 谭伟民 中国制造业上市公司投资依赖内部现金流的研究 2007
在MM理论下，公司的投资决策与融资方式无关。在不完善的资本市场下，由于信息不对称和代理问题的存在，公司外部融资成本高于内部融资成本，从而形成外部融资约束，导致投资依赖内部现金流。目前，我国资本市场正处于转轨时期，存在着比较严重的信息不对称和代理问题，研究中国上市公司投资与内部现金流的关系，从微观上对了解上市公司的投融资行为，从宏观上对政府加强对上市公司的监管、优化企业投融资行为有一定的指导意义。
本文围绕学术界分歧比较大的“投资是否依赖内部现金流”、“融资约束的分类标准”、“不同融资约束下公司投资对内部现金流依赖程度”、“产生投资依赖内部现金流的动因”等问题展开研究。本文以2005年度中国沪、深两市的480家制造业上市公司为研究对象，建立投资决策模型并提出相关假设，采用聚类分析与多元回归模型等多种方法进行分析，得出如下结论：
1．中国制造业上市公司投资依赖内部现金流，流动性存量资产对公司投资也有显著的促进作用；
2．按照综合财务状况分类，财务状况差的公司投资对内部现金流的依赖程度弱；进一步分析表明财务状况差的公司产生内部现金流的能力差，即使在外部融资约束程度很高的情况下，这类公司也倾向于外部融资，因此这类公司对内部现金流依赖较弱；
3．按规模分类，规模小的公司投资依赖内部现金流的程度比规模大的公司强；小规模和中等公司企业表现出投资过度，受“自由现金流假说”的影响，大规模企业表现出投资不足，受“融资优序假说”的影响；
4．按照综合财务状况和公司规模交叉分类，财务状况差的公司投资对内部现金流的依赖程度弱，进一步证实了按综合财务状况分类的结论。 在实证研究结论的基础上，本文提出了三项政策建议：政府在政策制定中需要考虑企业微观因素、培养多种融资渠道和加强对上市公司的监管。
4.期刊论文 投资现金流敏感性研究述评 -价值工程2009,28(11)
大量的经验文献支持了流动性假说,认为内部现金流是影响公司投资的一个重要因素.文中基于信息不对称下的融资约束理论与自由现金流的代理成本假说,回顾了关于投资现金流敏感性存在及其根源的国内外相关研究成果,梳理了该领域的研究脉络,并对主要结论进行了总结与评论.对文献研究发现,大多数研究均证实了投资与现金流之间具有较强的敏感性,但挖掘这种敏感性的根源却尚未达成一致的结论.尤其随着股权结构的引入,考虑到管理层内部持股的激励与堑壕效应、股权集中下控股股东的监督与侵占效应,该领域的研究纷繁复杂.但基于股权结构的研究是揭示这种敏感性的根源、探索非效率投资治理机制的有效途径.
5.学位论文 王娟娟 我国上市公司投资与现金流敏感性实证研究 2009
投资与现金流的敏感性研究是近20年来，现代西方财务理论研究的热点之一。进入21世纪以来，国内学术界对企业投资行为也进行了研究，基本上是运用我国公司的数据对国外的某个假说进行验证，研究框架与国外基本一致。而我国现在处于转轨经济时期，与国外的实际情况有很大区别，本文根据我国的具体国情对我国上市公司投资与现金流相互之间的敏感性进行了研究。
本文首先对投资与现金流敏感性研究的相关理论进行了概述；然后选取合适的样本数据，对主要的指标进行设定，来建立适合我国国情的实证研究模型，本文不仅建立了现金流对投资的敏感性模型而且尝试性的建立了投资对现金流的敏感性模型，并且提出了研究假设；其次根据建立的实证模型对我国上市公司的投资与现金流进行了描述性统计分析、相关性分析和多元线性回归分析，并进一步的将我国的上市公司进行行业分类来研究不同行业投资与现金流之间的相互关系；根据实证研究的结果可以得出我国上市公司的现金流对于投资来说敏感性不显著，投资对于现金流敏感性也不显著，得出了与国外不同的结论。最后结合得出的结论分析我国上市公司投资效率低的原因并根据原因提出相应的改善我国上市公司投资状况的建议，使我国经济能够健康稳步发展。
6.期刊论文 董红星 对投资——现金流敏感性问题的进一步分析 -会计之友2008(27)
文章通过对投资--现金流敏感性问题的进一步解读指出,解释投资--现金流敏感性的两种代表性观点--"不对称信息假说"和"自由现金流假说"只是从不同角度反映了信息不对称条件下的代理冲突,从信息经济学的角度看,两种假说所反映问题的性质可分别归结为"逆向选择"和"道德风险".基于此,为提高投资效率,在机制设计上就需要同时兼顾信息不对称和代理冲突两个方面.
7.学位论文 林晨 我国上市公司融资约束程度与投资—现金流敏感性关系的实证研究 2008
长久以来，学术界对以信息不对称理论为基础的融资约束和投资—现金流敏感性的关系一直争论不休。一部分学者认为，融资约束程度高的企业投资—现金流敏感性比较高；另一部分学者则认为，融资约束程度与投资—现金流敏感性的关系是非单调的。本文以1998-2005年沪深股市A股非金融类上市公司为样本，首次提出了一种新的融资约束判别方法来度量融资约束程度，考察了公司治理和现金流正负这两个因素对融资约束程度与投资—现金流敏感性关系的影响。
我们研究发现：(1)全样本情况下，融资约束较高的企业比融资约束较低的企业有更高的投资—现金流敏感性，结论与FHP(1988)相一致。(2)公司治理比较好的情况下，融资约束程度越高的企业有更高的投资—现金流敏感性；公司治理比较差的情况下，中等融资约束企业的投资—现金流敏感性比高、低融资约束企业低，融资约束程度与投资—现金流敏感性的关系呈U形。(3)当公司的现金流为正时，高融资约束企业的投资—现金流敏感性比低融资约束企业高；当公司的现金流为负时，高融资约束企业的投资—现金流敏感性比低融资约束企业低。上述发现表明，信息不对称理论无法完全解释融资约束程度与投资—现金流敏感性的关系，公司治理因素和现金流正负因素可能是导致相关研究结论不一致的重要因素。
本文的改进及创新体现在：(1)提出了一种新的融资约束判别方法来度量融资约束程度；(2)引入了公司治理和现金流正负两个因素，检验了公司治理和现金流正负这两个因素对融资约束程度与投资—现金流敏感性关系的影响。
本文的研究结论不仅为研究融资约束和投资—现金流敏感性的关系问题提供了新的思路和角度，充实了国内关于融资约束下企业投资理论的研究，而且也为国家的宏观调控、企业的投融资行为、公司治理结构的设计等提供了理论指导。
8.会议论文 宋力. 潘伟 股权集中下投资-现金流敏感性问题研究 2006
根据现代公司金融理论,在公司投资模型中加入融资因素,以沪市制造业上市公司为研究样本,依据样本公司2002年与2003年的数据,对股权集中下的上市公司投资-现金流敏感性问题进行了实证分析,实证分析的结果表明我国上市公司的投资与现金流之间存在着显著的正相关关系,进一步的分析表明上市公司的股权集中度与投资-现金流敏感性之间呈现显著的负相关关系,说明上市公司投资-现金流敏感性存在的主导动因是管理机会主义,提高股权集中度可以改善公司治理情况,减少非有效投资,提高公司绩效.
9.学位论文 严晓英 贴现现金流法与实物期权在火电投资中的应用——广东2×60万千瓦火电投资案例分析 2005 本文对贴现现金流法(DCF法)与实物期权的方法进行了理论概述，以广东2×60万千瓦火电投资项目为案例背景，通过对火电投资评估基本方法的介绍、以及对广东2×60万千瓦火电投资项目进行实际测算与分析，来比较DCF法与实物期权方法的主要区别，对贴现现金流法与实物期权在火电投资中的
应用提出了一些观点。采用DCF法，在含税上网电价为0.432元/千瓦、满足年负荷因子为70％等前提下，项目价值为3.19亿元，按照独立方案的投资决策标准，本项目属于基本具备财务可行性方案。在贴现现金流法的基础上结合实物期权方法重新评估的项目价值为7.79亿元，按照独立方案的投资决策标准，本项目属于完全具备财务可行性方案。通过本论文案例的分析结果，得出以下贴现现金流法与实物期权在火电投资中的应用结论。
1、传统的贴现现金流法忽视了投资项目的风险价值和项目的增长性，没有将投资的间接价值量化。
2、实物期权法充分考虑了投资项目的不确定因素、投资内外部环境可能发生的变化、投资决策与所投资过程当中项目因这些变化而产生的潜在投资价值，避免了项目价值的低估，从而提高了评估结果的可信度。
3、实物期权是一种选择权。投资者可以选择是否执行这项期权，也可以选择何时执行这项期权。
4、实物期权并不是否定贴现现金流法，也不能够完全取代贴现现金流法。它必须要配合净现值和投资收益率等指标才能加以使用。要正确评价火电项目的真实价值，应该在贴现现金流法的基础上，将项目的期权价值考虑进去。
结合论文案例，针对公司投资评价体系相对落后、提出以下改进措施，也供国内同行进行参考。
1、学习和研究新的投资理论，培养复合型人才，挖掘投资项目的潜在价值。
2、多进行实地或市场调查，掌握投资项目的多方面信息，挖掘投资潜力。
3、投资管理还应重视事后项目投资条件的实现与投资建议的执行。
10.期刊论文 李金. 李仕明. 熊小舟. LI Jin. LI Shiming. XIONG Xiaozhou 我国上市公司投资-现金流敏感度实证研究 -管理学报2007,4(6)
运用回归分析和因子分析法,对国内A股上市公司的投资-现金流敏感度及其影响因素进行了实证研究.结果表明:投资-现金流敏感度不能反映公司的融资约束程度,这与一些国内学者的观点不一致;上市公司的投资-现金流敏感度与其盈利能力显著正相关,与其偿债能力显著负相关;民营上市公司的投资-现金流敏感度低于国有上市公司,但其盈利能力也显著低于国有上市公司.因此,民营上市公司较低的投资-现金流敏感度并不表明其融资约束程度也较低;相反,这正说明民营上市公司因受到融资约束而存在投资不足的问题.
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第３３卷第２期财经研究ＶｏＬ３３Ｎｏ．２２００７年２月ＪｏｕｒｎａｌｏｆＦｉｎａｎｃｅａｎｄＥｃｏｎｏｍｉｃｓＦｅｂ．２００７
投资一现金流敏感性：
融资约束还是代理成本？＊
连玉君，程建
（西安交通大学金禾经济研究中心，陕西西安７１００４９）
摘要：文章在控制Ｔｏｂｉｎ’ｓＱ衡量偏误的前提下，重新审视了中国上市公司的投资一现金流敏感性问题。结果表明，在控制衡量偏误的影响下，投资支出仍然对现金流非常敏感。然而，不同于前期研究，文章发现融资约束程度轻的公司反而表现出更强的投资一现金流敏感性。对此“反常”现象的动因检验表明：融资约束程度轻的公司倾向于过度投资，代理问题是导致现金流敏感性的主要原因；而融资约束较为严重的公司则表现为投资不足，信息不对称是导致现金流敏感性的主要原因。
关键词：投资；现金流；融资限制；代理成本；面板向量自回归模型
中图分类号：Ｆ８３０．９文献标识码：Ａ文章编号：１００１—９９５２（２００７）０２—００３７—００１０
一、引言
在资本市场完美假设下，公司的各种融资方式可以完全替代，投资行为与融资方式无关。然而，Ｍｙｅｒｓ和Ｍａｊｌｕｆ（１９８４）认为，资本市场中的信息不对称将导致部分公司面临融资约束，从而致使投资支出对现金流的变动非常敏感。这一理论预期得到了自Ｆａｚｚａｒｉ等（１９８８）以来的一系列实证研究的支持。通常的做法是，按照某些先验指标（如公司规模、股利支付率等）把样本公司划分为融资约束组和非融资约束组，并将前者表现出的更为强烈的投资一现金流敏感陛视为存在融资约束的证据。然而，自Ｋａｐｌａｎ和Ｚｉｎｇａｌｅｓ（１９９７）以来，上述结论受到了多方面的质疑，最具挑战性的观点有两个：一是Ｔｏｂｉｎ’ｓＱ的衡量偏误；二是投资一现金流敏感性能否作为判断融资约束存在与否的依据。
一系列研究表明，即使不存在融资约束，Ｔｏｂｉｎ’ｓ的衡量偏误也可能导致投资一现金流敏感性。Ｅｒｉｃｋｓｏｎ和Ｗｈｉｔｅｄ（２０００）针对美国上市公司的研究表明，若合理控制Ｔｏｂｉｎ’ｓＱ衡量偏误，现金流对投资支出并不具有显著影响。Ｇｏｍｅｓ（２００１）ｊｌＪ］通过模拟分析从理论上证实了这一结论。Ｅｒｉｃｋｓｏｎ和收稿日期：２００６—０７—１１
作者简介：连玉君（１９７８一），男，河南淮阳人，西安交通大学金禾经济研究中心博士生；
程建（１９７８一），男，陕西长安人，西安交通大学金禾经济研究中心博士生。・３７・
财经研究２００７年第２期
Ｗｈｉｔｅｄ（２００５）的比较分析表明，采用基于Ｔｏｂｉｎ’ＳＱ构造的指标来衡量投资机会往往存在严重的偏误。就采用投资一现金流敏感性来检验融资限制假说这一方法的合理陛而言，Ｋａｐｌａｎ和Ｚｉｎｇａｌｅｓ（１９９７）最先提出了质疑。他们将Ｆａｚｚａｒｉ等（１９８８）样本中融资约束最严重的４９家公司进一步划分为三个子样本组，但却得到了与Ｆａｚｚａｒｉ等（１９８８）完全相反的结果：融资约束轻的公司反而表现出更为强烈的现金流敏感性。这一结果得到了Ｃｌｅａｒｙ（１９９９）基于大样本的实证支持。Ｃｌｅａｒｙ指出，这一“反常”结果可以用自由现金流假说来解释，而融资约束并非导致投资一现金流敏感性的惟一原因。随后的一系列研究以Ｖｏｇｔ（１９９４）模型为基础，试图验证融资限制假说和自由现金流假说何者更具有解释能力。
针对中国上市公司的一系列研究都发现投资对现金流非常敏感，但对其理论根源却存在争议。冯巍（１９９９）发现投资一现金流敏感性仅存在于低股利公司中，并认为这是融资约束所致。何金耿和丁加华（２００１）对此提出了质疑，他们基于Ｖｏｇｔ（１９９４）模型的动因检验表明，上市公司的投资一现金流敏感性主要源于代理成本。类似的研究还包括郑江淮等（２００１）、梅丹（２００５）。
上述研究主要存在两个局限：其一，衡量偏误问题。上述研究均采用Ｔｏ－ｂｉｎ’ＳＱ来衡量投资机会，但中国股票市场缺乏有效性这一事实使得该指标不可避免地存在严重的衡量偏误（Ｅｒｉｃｋｓｏｎ和Ｗｈｉｔｅｄ，２０００）。因为此时股票价格只能反映历史信息而不具有前瞻性。Ｔｏｂｉｎ’ＳＱ的衡量偏误将导致统计推断失效，此时模型中所有变量的参数估计都将是有偏的，存在衡量偏误的变量之参数估计通常会非常接近于零，而本身不具备解释能力的变量却可能非常显著，模型的Ｒ２也会被严重低估，而现有的实证结果也的确反映出这些特征。①其二，上述文献均以Ｖｏｇｔ（１９９４）模型为基础进行动因检验，但该模型并不适于研究中国上市公司：（１）Ｖｏｇｔ假设低成长公司自由现金流丰富，但缺乏投资机会，而高成长公司则相反，但多数中国上市公司却表现出低成长伴随低盈利的特征（连玉君、程建，２００６）。（２）Ｖｏｇｔ假设引入交乘项后的模型仍然是线性的。然而，Ｍｙｅｒｓ和Ｍａｊｌｕｆ（１９８４）指出，投资不足会随着投资机会的增加而越发严重，这意味着现金流和Ｔｏｂｉｎ’ＳＱ交乘项的系数与Ｔｏｂｉｎ’ＳＱ的变化相关，致使模型呈现出非线性关系，此时交乘项的系数已不再具有线性模型设定下的含义了。
本文的目的有二：其一，验证前期研究中发现的投资一现金流敏感性现象是否源于Ｔｏｂｉｎ’ＳＱ的衡量偏误导致的假象。为此，我们基于面板ＶＡＲ模型构造了一个新的衡量投资机会的指标——基准Ｑ，其构造不依赖股价信息，可以有效避免Ｔｏｂｉｎ’ＳＱ存在的缺陷。其二，若投资一现金流敏感性现象仍然存在，便需要进行动因检验。鉴于Ｖｏｇｔ（１９９４）模型的缺陷，我们从信息不对称和代理成本理论的基本假设人手建立了一个新的动因检验模型。・３８・
连玉君、程建：投资一现金流敏感性：融资约束还是代理成本？
二、研究设计
为便于与前期研究对比，本文亦采用Ｆａｚｚａｒｉ等（１９８８）模型展开分析：Ｉ“／Ｋｈ一１一ｆ１１（ｋ＋亿（ＣＦｉ。／Ｋｉｔ－１）＋咄＋７。＋Ｕｉ。（１）其中，Ｉｉｔ为投资支出，Ｋ¨为期初资本存量，Ｑｔ为投资机会，ＣＦｉｔ为现金流量，咕和７。分别为不可观测的公司个体效应和时间效应，ｕｊ。为随机干扰项。为了保证检验结果的稳健性，我们选择了文献中广泛使用的三种指标进行分组：公司规模、国有股比例和股利分派率。将相应指标值大于样本中位数的公司划分为非融资约束组，低于样本中位数的划分为融资约束组。我们继而针对两个子样本组分别估计模型（１），并采用“自体抽样法”（Ｂｏｏｔｓｔｒａｐ）检验现金流系数ｆｌｚ的组间差异是否显著。下面依次说明投资机会的代理指标——基准Ｑ的构造方法、动因检验模型的设定以及组间差异显著性的检验方法。
（一）基准Ｑ的构造
经典Ｑ投资模型具有如下形式（Ｈａｙａｓｈｉ，１９８２）：
Ｉｎ／Ｋｉｔ－１＝（１／ａ）ＥＣｏ｜ｉ，ＩＱｉ。］＋咄＋７。＋ｋ
的所有未来边际利润的折现值：
Ｅ［－ｑｉｔ（２）其中，ｄ为资本调整系数，Ｅ［啦ｌＱ；。］为边际Ｑ，等于新增一单位资本带来Ｑ｜ｔ］＝∑ｏ删。入８ＥＥｒｉｅ－。ＩＱｌ。］（３）这里，入为折现因子。参考Ｇｉｌｃｈｉｒｉｓｔ和Ｈｉｍｍｅｌｂｅｒｇ（１９９５）的处理方式，设‰＝ｂ７＆。其中，ｂ为常数向量，№一（０Ｉ。，Ｓ。）７，其中优ａ和Ｓ。分别为经营利润一资本比率和销售额一资本比率。假设＆服从如下一阶平稳向量自回归（ＶＡＲ）过程：
＆一Ａ№一１＋准＋以＋“。（４）其中，Ａ为系数矩阵，地为随机干扰项，与＆一－不相关。若假设信息集合亿中仅包含‰的滞后项以反映信息传递的滞后性，则由（３）式和（４）式可得：
ＦＱｔ＝ＥＥｑａＩｎｅ］一ｂ７（Ｉ—ＡＡ）一１入Ａ筠，ｌ（５）其中，ｂ一（１，０）７，折现因子可由入＝（１－－艿）／（１＋ｒ）估算，取折旧率８—１５％，贷款利率ｒ＝６％，则入≈ｏ．８。系数矩阵Ａ可通过估计面板ＶＡＲ模型（４）得到。为此，本文参考Ａｒｅｌｌａｎｏ和Ｂｏｒｅｒ（１９９５），首先采用“组内均值差分法”去除时间效应７。，继而采用“前向均值差分法”去除个体效应唯。如此变换后的干扰项瓦与＆的当期值和滞后项都不相关，因此可利用矩条件Ｅ［＆一，“。］＝ｏ（Ｖｓ≥ｏ）来构造ＧＭＭ估计量。为避免小样本偏误，选择ｘｉｔ的当期值作为工具变量，依据ＢＩＣ信息准则确定的滞后阶数为ｐ＝ｌ。由于在构造基准Ｑ的过程中无需反映公司市场价值的信息，也并不需要满足Ｈａｙａｓｈｉ（１９８２）设定的假设条件，所以可以有效克服Ｔｏｂｉｎ’ｓＱ存在的衡量偏误。・３９。
财经研究２００７年第２期
（二）动因检验
１．模型设定。为了探求不同样本组中的投资一现金流敏感性到底源于融资约束还是代理成本，我们构造了如下实证模型：
Ｉｉｔ／Ｋｉｔ－１一髓ＦＱ“＋＆ＣＦｉｔ＋＆ＣＦｉ，・ＤＲ－＋－１３ｔＴＬｉ。＋咄＋Ｘ＋ｕｎ（６）其中，ＤＥ；。为反映公司经营效率的虚拟变量，若公司ｉ在第ｔ年的经营效率指数ＭＥＩ。（下面将介绍其估算方法）大于样本中位数，则ＤＥｉ。取值为１，反之则为０；ＴＬ；。为公司的总负债率，用于反映公司的外部融资情况。
模型（６）的基本思想可简述如下。若投资一现金流敏感性主要由代理问题引起，那么随着经营效率的提高（代理成本降低），经理人的过度投资行为将受到抑制，从而使投资一现金流敏感性下降，即ｐｓ的符号应当显著为负。由于这类公司拥有丰富的现金流，债务的融资功能居于次要地位，致使负债的增加并不会显著影响其投资支出，因此ｐ４应当不显著。②反之，若投资一现金流敏感性主要由融资约束所致，那么即使内部经营效率提高，投资一现金流敏感性也并不会有明显变化。因为单个公司经营效率的提高并不能改变整个资本市场的结构性缺陷。但外部融资数量的增加却能缓解融资约束并进而增加投资支出。因此，对于这类公司而言，我们预期风不显著而ｆｉ４显著为正。
由于＆仅反映了高效率与低效率公司之间的现金流敏感性差异，高效率公司本身的现金流敏感性，可针对Ｈｏ：ｆｉｚ＋＆一０进行Ｗａｌｄ检验。若接受Ｈｏ，则表明经理人的过度投资行为得到了有效抑制，以至于不再表现出敏感性。反之，则表明经营效率的提高并不能有效缓解现金流敏感性。
模型的检验依据可概括为：若岛显著为负而恿不显著，且Ｗａｌｄ检验倾向于接受Ｈ０，则投资一现金流敏感性源于代理成本；反之，若恳不显著而＆显著为正，且Ｗａｌｄ检验倾向于拒绝乩，则投资一现金流敏感性源于融资约束。
２．经营效率指数ＭＥＩ的估算。代理成本和外部干扰的存在致使公司的实际经营效率ＭＥｉ。往往低于其最大值ＭＥｔ，偏离部分可视为无效率经营，这可以采用如下随机边界模型描述：
ＭＥｉ。一Ｚ７“ｐ＋ｖｉｔ—ｕｉｔ（７）其中，ＭＥ“用Ｔｏｂｉｎ’ｓＱ衡量③，ｚｉ。为一组影响经营效率的变量，包括负债率ＴＬｉｔ、公司规模ＳＩＺＥ，，、投资支出ＩＪ。、流通股比例ＴＳＨＲ，。和个股超额收益率ＡＲ。，ｐ为相应的系数向量。模型的干扰项包括ｖｔ。和Ｕ；。两个部分。ｖ。～Ｎ（０，砖）为通常意义上的随机干扰项；ｎｉｔ用于反映代理问题导致的无效率经营，由于它只会降低经营效率，所以假设其服从半正态分布，即ｕ。～Ｎ＋（ｏ，酲）。为了反映面板数据的特征，我们采用Ｂａｔｔｅｓｅ和Ｃｏｅｌｌｉ（１９９２）的设定方式ｕ；。一ｕｔ∥’Ｄ，１】和Ｔ分别为时滞参数和样本区间。采用最大似然法获得的参数估计值后，便可以计算出“经营效率指数”——实际经营效率ＭＥｉｔ与最大值ＭＥ＊的比值：・４０・
ＭＥＩ“＝赢卷揣－ｅｘｐ（一ｕ“）
（三）组间差异显著性检验连玉君、程建：投资—现金流敏感性：融资约束还是代理成本？（８）
目前多数实证研究通过简单比较不同组间现金流系数的估计值和其显著水平来判断组间的差异是否显著，但该方法缺乏统计检验的支持。本文采用“自体抽样法”（Ｂｏｏｔｓｔｒａｐ）来进行检验。原假设是Ｈｏ：ｄ＝０。检验的统计量是采用自体抽样法计算出的实证Ｐ值，它表示我们实际观察到的组间系数差异可能出现的概率，步骤为：（１）从原始的ｎ家样本公司中随机抽取１１１和ｎｚ家公司，并把它们分配到融资约束组和非融资约束组；（２）分别估计两个组中的系数值，并记录系数差异ｄｉ；（３）将第１步和第２步反复进行ｋ次（本文ｋ－－３０００），继而计算出ｄｉ（ｉ一１，２，…，ｋ）大于实际系数差异ｄ的百分比，即得到实证Ｐ值。
三、实证结果及分析
（一）样本筛选和指标定义
本文数据取自ＣＳＭＡＲ数据库，样本区间为１９９８～２００３年。筛选原则为：（１）选取１９９８年１月１日以前上市且仅发行Ａ股的公司；（２）剔除样本区间内总资产成长率或销售成长率大于１００％的公司以防止兼并重组的影响；（３）剔除金融类以及样本区间内被ＳＴ或ＰＴ的公司；（４）剔除砀ｂｉｎ’ＳＱ大于１０或小于０以及现金流绝对值大于２的公司以避免异常值的影响。表１列示了代理变量的定义方法和基本统计量。Ｔｏｂｉｎ’ＳＱ的计算方法同冯巍（１９９９）。
表１代理变量的基本统计量和计算方法（Ｎ－－－－３０７家．Ｔ＝６年。ＮＴ－－－－－１８４２）
变量
Ｉｌｔ／Ｋｉｔ－ｌ含义投资支出比率均值标准差最小值最大值计算方法（购建固定资产、无形资产和其他长期资产的支出）／期初
固定资产净额
经营活动产生的现金流量净
额／期初固定资产净额
公司总市值／资产重置成本
见文中第二部分第一节
总资产的自然对数
流通股数量／总股本
困有股数每／总股本
（普通股股利／普通股数）＊每
股收益
负债总额／总资产
采用市场模式法计算而得０．２６１０．３１４Ｏ２．６８７ＣＲｔ／Ｋｉｔ＿１Ｔｏｂｉｎ’ｓＱＦＱｓＩＺＥＴＳＨＲＳＳＨＲＤＰＲＴＬＡＲ现金流比率投资机会投资机会公司规模流通股比例国有股比例股利支付率０．１８２１．６３７０．３３４０．５１６０．１６４０．８３０——１．５９８０．８７１——１．２１１１８．７８９０．０４５Ｏ１．９７８５．４３６０．１２５２０．９７６０．３７８０．３４７０．２４１１．１６１２４．３２６０．７６７０．９０９０．１２８０．２６４０．６７５０．１６２０．０２２一４．９１６Ｏ．０１１——０．０７１７．８２２０．９４１０．１５３总负债率超额收益率０．４１４——０．００１
（二）Ｔｏｂｉｎ’ｓＱ与基准Ｑ
为了验证采用基准Ｑ衡量投资机会的合理性，我们分别用Ｔｏｂｉｎ’ＳＱ和ＦＱ作为经典Ｑ模型（２）中Ｅ［ｑｉ。ｌＱ“］的代理指标进行回归分析，新增资本调整到一个新的稳定状态的半周期ＨＬ＝ｌｎ２／（１／ａ）。相对于ＦＱ，采用Ｔｏｂｉｎ’ｓＱ得到的（１／ａ）估计值都非常低，意味着资本的调整成本很高。这种差异在针・４１・
财经研究２００７年第２期
对样本总体的估计结果中非常明显：Ｔｏｂｉｎ’ｓＱ的系数估计值为０．０６５，半周期为１１年；而ＦＱ的估计值为０．３０２，半周期为２年。分组结果显示，Ｔｏｂｉｎ’ｓＱ设定下的半周期介于６～１８年，而在ＦＱ设定下的半周期为２－－－４年。我们对１９９２＂－＇２００４年所有上市公司的统计表明，投资项目的平均建设期和回收期分别为１．５６年和５．２５年。显然，采用ＦＱ衡量上市公司的投资机会更为合理。
表２
样本组
全部样本
大规模公司Ｔｏｂｉｎ’ｓＱ与基准Ｑ的对比分析ＦＱ良２０．００６０．０３９
０．００６
０．０１５
０．００１
０．０１５
０．００２Ｔｏｂｉｎ’ｓＱ（１／Ｒ）ＨＬ（１／ａ）ＨＬ２韶０．０９９０．０５９０．０６５（３．４６０）…０．０６７（１．６３７）０．０６４（３．１０８）”。０．１１０（３．６８３）“’１１１０１１６０．３０２（６．１２ｉ）…０．４０４（６．１６８）”。０．１８９（２．５６１）”４２３２３２小规模公司高国有股比例０．１４８０．０６８０．１３２０．０６３０．１３２０．２５９（３．７６１）…０．３４４（４．８７７），ＩＨｔ，，１１－１８低国有股比例０．０３８（１．５５２）高股利分派率０．０９２（３．５４４）…８０．２０９（２．７５９）…０．３５８（５．４４９）”。低股利分派率０．０４２（１．５７４）１７
注：（１）”。、“和。分别表示在１％、５％和１０％水平上显著，括号中为ｔ值，下同；
（２）所有变量均已通过“组内均值差分”去除了个体效应和时间效应，下同。
（三）投资一现金流敏感性
在控制衡量偏误的干扰后，现金流是否仍然会显著影响公司的投资行为呢？不同于Ｅｒｉｃｋｓｏｎ和Ｗｈｉｔｅｄ（２０００）针对美国公司的研究，我们对模型（１）的估计结果对这一问题给予了肯定的回答，结果见表３。与前期研究不同的是，我们发现非融资约束组（大规模、高国有股比例、高股利分派率公司）反而表现出更强的投资一现金流敏感陛。从实证Ｐ值来看，除了按股利分派率分组时组间的现金流系数没有显著差异外，当按公司规模和国有股比例分组时，非融资约束组的现金流系数分别在３．７３％和９．７３％的水平上显著大于融资约束组。这与Ｋａｐｌａｎ和Ｚｉｎｇａｌｅｓ（１９９７）以及Ｃｌｅａｒｙ（１９９９）的研究结果颇为相似。如果投资一现金流敏感性仅仅源于融资约束（如冯巍，１９９９），那么我们观察到的结果应恰恰相反。因此，这背后显然有更为复杂的原因。
表３投资一现金流敏感性检验结果
样本组
全部样本
大规模公司
小规模公司
实证Ｐ值ＦＱＣＦＲ２０．１２８０．０８４０．１７３０．２９３（５．９７９）…０．１８３（２．５０２）”０．１０３（４．４４６）…０．１３７（３．９８０）…０．０７０（２．２６３）”０．０３７３０．３９５（６．０４６）…０．００７
高国有股比例
低国有股比例０．２１９（３．１５２）…０．３５８（５．０９８）…
０．０６５３０．１２５（３．４５４）…０．０９４（３．０７９）”。０．０９７３０．１０２０．１６０实证Ｐ值
高股利分派率
低股利分派率
实证Ｐ值０．１９７（２．６０４）…０．３５１（５．３８４）…０．０４７７０．１０８（２．９１４）…０．１００（３．３４２）”。０．４２２０．１０００．１６０
注：“实证Ｐ值”经由自体抽样法反复抽样３０００次得到，下同。・４２・
连玉君、程建：投资一现金流敏感性：融资约束还是代理成本？
（四）动因检验
１．经营效率指数的估算。在估计动因检验模型（６）之前，我们先估计模型（７）并进而利用（８）式估算出每家公司的经营效率指数ＭＥＩｉ。，结果见表４。所有变量的系数估计值都有比较合理的符号。从表４中Ｂ栏的统计结果来看，上市公司的平均经营效率指数为０．７４４，表明若所有的资源都达到有效配置，其平均经营效率还能再提高３４．４％＝（１一Ｏ．７４４）／０．７４４。
’
表４随机边界模型估计结果及经营效率指数描述性统计
豇
（Ｏ．４６１…
（一６．０６７）ＳＩＺＥＩ０．０７３”ＴＳＨＲ１．１１７‘‘’ＡＲ常数项ｆ（５）６７８．９６８（Ｏ．３１９…（一１８．２５４）２．６２０…（６．７７６）８．８４２…（２１．９３５）（２．５１６）（１０．２６６）Ｐ＝Ｏ．０００Ｂ：经营效率指数的描述性统计分析
均值标准差砌最小值
Ｏ．５２６最大值０．９６７偏度０．３５０峰度２．９８５０．７４４０．０７４
注：”。和“分别表示在１％和５Ｎ水平上显著，括号中为ｔ值。
２．动因检验结果。针对模型（６）的估计结果见表５。就样本总体而言，在经营效率较低的公司中，平均现金流敏感系数为０．１６１，而高经营效率公司的现金流敏感系数则在５％显著水平上降低了０．１０９。同时，随着外部融资的增加（ＴＬ增加），公司的投资支出也会显著增加。这表明我国上市公司的投资一现金流敏感性可能是融资约束和代理问题共同作用的结果，而下面的分组检验恰恰证实了这一猜测。
我们发现在非融资约束组中，交乘项ＣＦＸＤＥ的系数都显著为负，而ＴＬ的系数ｐ４则均不显著。依据前面的理论分析，代理问题是导致这类公司表现出投资一现金流敏感性的主因。从Ｗａｌｄ检验的结果来看，针对大规模、高国有股比例以及高股利支付率公司检验所得的Ｐ值分别为０．１０５、０．３８９和０．４９３，无法拒绝原假设Ｈｏ。这表明在非融资约束组中，经营效率高（代理成本低）的公司并没有表现出投资一现金流敏感性。因此，内部现金流多并不必然导致过度投资，只有在代理成本较高，经理人的行为得不到有效监督的情况下才会出现过度投资，并进而表现出投资一现金流敏感性。
相比而言，小规模、低国有股比例以及低股利支付率公司表现出的投资一现金流敏感性则主要归因于融资约束：在三个样本组中，交乘项ＣＦＸＤＥ的系数岛虽然为负但都不显著，而ＴＬ的系数＆却显著为正。这意味着经营效率的提高并不能明显缓解这类公司对现金流的依赖，因为现金流的匮乏使得这类公司的经理人即使有过度投资的动机，也不具备相应的条件。Ｗａｌｄ检验结果也恰恰证实了这一点。除针对小规模公司的Ｗａｌｄ检验值无法拒绝ＨＤ外，针对另外两个样本组的检验都在１０％水平上拒绝了Ｈ０。前文已经提到，模型（８）中的变量１Ｌ仅反映债务的融资功能。因此，１Ｌ显著为正表明对于这类公司而言，外部融资的增加能够有效缓解其融资约束，从而使投资支出明显增加。・４３’
财经研究２００７年第２期
在明确区分了不同样本组间投资～现金流敏感性的动因后，我们可以对组间投资一现金流敏感性的差异作进一步的阐释。对于经营效率低的公司而言，在三种分组方式下，非融资约束组仍然表现出更强烈的投资一现金流敏感性，其现金流敏感系数分别在９．３％、４．１％和３．９％水平上显著大于融资约束组。我们认为这是因为，在代理问题更为严重的公司中，经理人具有择机投资的能力，导致一旦现金流有所增加，他们就可以进行投资以满足其扩大公司规模的愿望。而对于融资约束较为严重的公司，由于其生存压力较大，所以不会将所有现金流都用于投资，它可能要保持一定的流动性以应对异常情况。
表５动因检验结果
样本组ＦＱ（髓）ＣＦ（＆）
０．３９９’。。０．１６１。。。ＣＦ。ＤＥ（岛）ＴＬ（融）（Ｏ．１０９。。０．１９９’’
（一２．４８３）
（一１．９２２）
（Ｏ．０８５
（一１．４２３）（２．２０８）（ｏ．９２６）（２．１３１）（Ｏ．１２２＊０．１２６Ｗａｌｄ２．９０Ｒ２０．１５全部样本大规模公司小规模公司（７．５４２）（３．０９８）（７．４６６）（４．９３９）（４．１８２）（２．７２９）
０．０９３０［ｏ．０８９］２．６３０．１０７０．２５４”。０．１９８“。［ｏ．１０５］０．１９７０．５１２。。。０．１２２’。。０．２５４。。０．８２［Ｏ．３６７］
０．７４０．１５实证Ｐ值高四有股比例
低国有股比例０．０１０７０．３１６０——０．３３５。’’０．２３２‘‘。（Ｏ．１９３。。。０．１２７（一２．８８４）（Ｏ．０５５
（一ｏ．９３２）
一Ｏ．２０５。－Ｋ－４５
（～２．９２１）
～Ｏ．０５９
（一１．０２１）（Ｌ０３０）０．２４７＊（４．５８０）（５．７６９）（４．３２５）（３．０１７）０．０４１０［ｏ．３８９］２．８１０．１６３０．４５１“’０．１２７“。（１．８５１）０．０８３［ｏ．０９４］０．４７０．１１３实证Ｐ值高股利分派率０．１４８００．０２８７——０．２９４”’０．２３５…（３．４９４）（４．０５２）（３．２１７）
０．０３９０（ｏ．６７２）０．２７８“［ｏ．４９３］２．７５０．１８５低股利分派率实证Ｐ值０．４５９…０．１３０“。（６．６２５）０。０６３３（２．１１３）ｒｏ．０９８３０．０１７７——
注：“Ｗａｌｄ”表示Ｗａｌｄ检验得到的Ｆ值，方括号中为相应的Ｐ值。
四、结论
本文在控制投资机会衡量偏误的前提下，重新审视了中国上市公司的投资与现金流之间的关系。研究结果表明，即使在有效控制衡量偏误的情况下，上市公司的投资支出仍然对现金流非常敏感。因此，前期研究中发现的投资一现金流敏感性并非Ｔｏｂｉｎ’ｓＱ的衡量偏误导致的假象，这与Ｅｒｉｃｋｓｏｎ和Ｗｈｉｔｅｄ（２０００）针对美国公司的研究结果不同。
然而，不同于前期研究，我们发现消除衡量偏误的影响后，非融资约束组公司反而表现出更为强烈的投资一现金流敏感性。这一结果与Ｋａｐｌａｎ和Ｚｉｎｇａｌｅｓ（１９９７）以及Ｃｌｅａｒｙ（１９９９）针对美国上市公司得到的结果颇为相似。采用本文建立的动因检验模型之检验结果表明，在大规模、高国有股比例以及高股利分派率公司中，投资一现金流敏感性主要由代理成本所致；而在小规模、低国有股比例以及低股利支付率公司中，融资约束是主因。・４４。
连玉君、程建：投资一现金流敏感性：融资约束还是代理成本？
因此，虽然中国上市公司整体上表现出强烈的投资一现金流敏感性，但这一现象并非仅仅由融资约束（如冯巍，１９９９；郑江淮等，２００１）或代理问题（如何金耿和丁加华，２００１）所致，而是因公司的类型而异。这反映出实务界和学术界都非常关注的两个问题：一方面，治理机制的缺陷诱使部分公司进行了大量低效率的过度投资；另一方面，资本市场固有的缺陷致使另一些公司无法获得足够的资金以满足自身的投资需求。这在很大程度上增加了宏观调控的难度。具体表现为：当经济不景气时，扩张性的货币政策有益于降低面临融资约束的公司的融资成本，有利于刺激投资；但与此同时，代理问题严重的公司中的过度投资行为也会因此而增加，从而致使政策效果表现为过度调整（ｏｖｅｒ－ｓｈｏｏｔｉｎｇ）。相反地，紧缩性的货币政策虽然能够显著降低面临融资约束公司的投资支出，但却无法抑制部分公司的过度投资行为，从而使政策效力不足。因此，如何在加强上市公司内部治理机制的同时逐步发展和完善资本市场是促使上市公司有效投资和保持宏观经济稳定运行的关键所在。
＊作者感谢审稿人和台湾中央研究院钟经樊研究员提出的宝贵意见。当然，文责自负。注释：
①如冯巍（１９９９）文中的Ｒ２介于０．０２８和０．０７６之间，Ｔｏｂｉｎ’ＳＱ也仅在１０％水平上显著；郑江淮等（２００１）文中针对所有年度的回归方程中Ｔｏｂｉｎ’ｓＱ均不显著，Ｒ２存在很大的波动性。
②这里需要说明的是，虽然债务同时具有融资功能和治理功能，但由于我们在随后估算经营效率ＭＥＩ的过程中加入了ＴＬ，所以债务的治理功能都已反映在ＤＥ中。因此模型（６）中的负债率ＴＬ将主要反映债务的融资功能。
③Ｅｒｉｃｋｓｏｎ和Ｗｈｉｔｅｄ（２００５）研究表明，当Ｔｏｂｉｎ’８Ｑ作为被解释变量用以衡量经营绩效时，并不会对解释变量的参数估计产生任何影响。
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・４６・ｍｏｄｅｌ（Ｏｒ任编辑：喜雯）
投资-现金流敏感性:融资约束还是代理成本?
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被引用次数：连玉君， 程建， LIAN Yu-jun， CHENG Jian西安交通大学,金禾经济研究中心,陕西西安,710049财经研究JOURNAL OF FINANCE AND ECONOMICS2007，33(2)17次
参考文献(19条)
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18. 这里需要说明的是,虽然债务同时具有融资功能和治理功能,但由于我们在随后估算经营效率MEI的过程中加入了TL,所以债务的治理功能都已反映在DE中.因此模型(6)中的负债率TL将主要反映债务的融资功能
19. Erickson和Whited(2005)研究表明,当Tobin's Q作为被解释变量用以衡量经营绩效时,并不会对解释变量的参数估计产生任何影响
相似文献(10条)
1.学位论文 武斌 中国上市公司投资—现金流敏感性问题研究 2007
投资-现金流敏感性从1988年Fazzari首次正式提出到现在，一直是公司财务领域学者们探讨的热点问题。Fazzari，Kaplan，Myers，Majluf,
Jense，Stiglitz等诸多世界著名学者都对该问题的研究做出过重要的贡献。并且，对该问题的研究同时推动了公司治理、资本结构动态调整等相关理论的发展，有许多研究成果都被世界500强的公司应用在其现金流管理和管理层激励政策当中，使公司的投资收益率和现金流管理水平得到大幅提升。 造成投资-现金流敏感性问题的原因有两种：非对称信息导致的融资约束和管理自由化导致的过度投资。不同的公司其投资对现金流的依赖性不同，背后的原因也不同。本文通过对中国沪深上市公司1999-2000和2004.2005年间公司投资与自由现金流之间相关关系的研究，探讨中国上市公司的投资-现金流敏感性及其背后的原因，利用改进后的回归模型与以前研究模型的效果进行对比，并进一步分析公司特征对投资一现金流敏感性的影响。本文的
目的是要找出影响中国公司投资-现金流敏感性的关键因素，为降低企业外部融资时面临的信息不对称程度，减少无效率的过度投资行为，提高公司治理结构和盈利能力提供可行的参考意见。
通过两阶段最小二乘法和面板数据对样本数据进行回归分析后发现：中国上市公司都存在不同程度的投资-现金流敏感性问题，拥有较高增长率的公司其投资对现金流的敏感性源于非对称信息；投资前景较差的公司其投资对现金流的敏感性则源于管理自由化。公司规模和资产负债率对现金流敏感性的影响显著，小规模公司的投资-现金流敏感性要高于大规模公司，并且动因检验结果为管理自由化，大公司的动因检验结果效果不显著；高负债率公司的投资-现金流敏感性要远低于低负债率公司，而且高负债率公司更可能受到管理自由化的影响，而低负债率公司更可能受到非对称信息的影响。由于中国上市公司并不注重股东回报率，股利支付率对公司现金流敏感性几乎没有影响，不能作为衡量融资约束程度的指标。
2.期刊论文 孙晓琳 终极控制、内部现金流与投资支出 -商业研究2010(6)
基于2005-2008年我国A股上市公司的研究样本,以终极控股股东的现金流权、控制权与现金流权分离度作为控股股东与少数股东利益一致程度的代理变量,对投资现金流敏感性进行实证检验,揭示上市公司投资行为特征.研究表明:我国上市公司投资现金流敏感性普遍存在.对于国有终极控股公司,这种敏感性随着终极控股股东现金流权的增加而降低,同时随着控制权与现金流权分离度的增加而增加,支持了自由现金流过度投资假说,也体现了终极控股股东利益趋同效应与侵占效应对投资支出的影响,并且终极控股股东利益侵占效应发生不仅需要能力和动机,还需要公司具有充足现金流这一"机会",较少的现金流能够有效地抑制国有终极控股公司的过度投资行为:而非国有终极控制公司更可能面临着融资约束,但尚未得到严格的实证支持.
3.学位论文 谭伟民 中国制造业上市公司投资依赖内部现金流的研究 2007
在MM理论下，公司的投资决策与融资方式无关。在不完善的资本市场下，由于信息不对称和代理问题的存在，公司外部融资成本高于内部融资成本，从而形成外部融资约束，导致投资依赖内部现金流。目前，我国资本市场正处于转轨时期，存在着比较严重的信息不对称和代理问题，研究中国上市公司投资与内部现金流的关系，从微观上对了解上市公司的投融资行为，从宏观上对政府加强对上市公司的监管、优化企业投融资行为有一定的指导意义。
本文围绕学术界分歧比较大的“投资是否依赖内部现金流”、“融资约束的分类标准”、“不同融资约束下公司投资对内部现金流依赖程度”、“产生投资依赖内部现金流的动因”等问题展开研究。本文以2005年度中国沪、深两市的480家制造业上市公司为研究对象，建立投资决策模型并提出相关假设，采用聚类分析与多元回归模型等多种方法进行分析，得出如下结论：
1．中国制造业上市公司投资依赖内部现金流，流动性存量资产对公司投资也有显著的促进作用；
2．按照综合财务状况分类，财务状况差的公司投资对内部现金流的依赖程度弱；进一步分析表明财务状况差的公司产生内部现金流的能力差，即使在外部融资约束程度很高的情况下，这类公司也倾向于外部融资，因此这类公司对内部现金流依赖较弱；
3．按规模分类，规模小的公司投资依赖内部现金流的程度比规模大的公司强；小规模和中等公司企业表现出投资过度，受“自由现金流假说”的影响，大规模企业表现出投资不足，受“融资优序假说”的影响；
4．按照综合财务状况和公司规模交叉分类，财务状况差的公司投资对内部现金流的依赖程度弱，进一步证实了按综合财务状况分类的结论。 在实证研究结论的基础上，本文提出了三项政策建议：政府在政策制定中需要考虑企业微观因素、培养多种融资渠道和加强对上市公司的监管。
4.期刊论文 投资现金流敏感性研究述评 -价值工程2009,28(11)
大量的经验文献支持了流动性假说,认为内部现金流是影响公司投资的一个重要因素.文中基于信息不对称下的融资约束理论与自由现金流的代理成本假说,回顾了关于投资现金流敏感性存在及其根源的国内外相关研究成果,梳理了该领域的研究脉络,并对主要结论进行了总结与评论.对文献研究发现,大多数研究均证实了投资与现金流之间具有较强的敏感性,但挖掘这种敏感性的根源却尚未达成一致的结论.尤其随着股权结构的引入,考虑到管理层内部持股的激励与堑壕效应、股权集中下控股股东的监督与侵占效应,该领域的研究纷繁复杂.但基于股权结构的研究是揭示这种敏感性的根源、探索非效率投资治理机制的有效途径.
5.学位论文 王娟娟 我国上市公司投资与现金流敏感性实证研究 2009
投资与现金流的敏感性研究是近20年来，现代西方财务理论研究的热点之一。进入21世纪以来，国内学术界对企业投资行为也进行了研究，基本上是运用我国公司的数据对国外的某个假说进行验证，研究框架与国外基本一致。而我国现在处于转轨经济时期，与国外的实际情况有很大区别，本文根据我国的具体国情对我国上市公司投资与现金流相互之间的敏感性进行了研究。
本文首先对投资与现金流敏感性研究的相关理论进行了概述；然后选取合适的样本数据，对主要的指标进行设定，来建立适合我国国情的实证研究模型，本文不仅建立了现金流对投资的敏感性模型而且尝试性的建立了投资对现金流的敏感性模型，并且提出了研究假设；其次根据建立的实证模型对我国上市公司的投资与现金流进行了描述性统计分析、相关性分析和多元线性回归分析，并进一步的将我国的上市公司进行行业分类来研究不同行业投资与现金流之间的相互关系；根据实证研究的结果可以得出我国上市公司的现金流对于投资来说敏感性不显著，投资对于现金流敏感性也不显著，得出了与国外不同的结论。最后结合得出的结论分析我国上市公司投资效率低的原因并根据原因提出相应的改善我国上市公司投资状况的建议，使我国经济能够健康稳步发展。
6.期刊论文 董红星 对投资——现金流敏感性问题的进一步分析 -会计之友2008(27)
文章通过对投资--现金流敏感性问题的进一步解读指出,解释投资--现金流敏感性的两种代表性观点--"不对称信息假说"和"自由现金流假说"只是从不同角度反映了信息不对称条件下的代理冲突,从信息经济学的角度看,两种假说所反映问题的性质可分别归结为"逆向选择"和"道德风险".基于此,为提高投资效率,在机制设计上就需要同时兼顾信息不对称和代理冲突两个方面.
7.学位论文 林晨 我国上市公司融资约束程度与投资—现金流敏感性关系的实证研究 2008
长久以来，学术界对以信息不对称理论为基础的融资约束和投资—现金流敏感性的关系一直争论不休。一部分学者认为，融资约束程度高的企业投资—现金流敏感性比较高；另一部分学者则认为，融资约束程度与投资—现金流敏感性的关系是非单调的。本文以1998-2005年沪深股市A股非金融类上市公司为样本，首次提出了一种新的融资约束判别方法来度量融资约束程度，考察了公司治理和现金流正负这两个因素对融资约束程度与投资—现金流敏感性关系的影响。
我们研究发现：(1)全样本情况下，融资约束较高的企业比融资约束较低的企业有更高的投资—现金流敏感性，结论与FHP(1988)相一致。(2)公司治理比较好的情况下，融资约束程度越高的企业有更高的投资—现金流敏感性；公司治理比较差的情况下，中等融资约束企业的投资—现金流敏感性比高、低融资约束企业低，融资约束程度与投资—现金流敏感性的关系呈U形。(3)当公司的现金流为正时，高融资约束企业的投资—现金流敏感性比低融资约束企业高；当公司的现金流为负时，高融资约束企业的投资—现金流敏感性比低融资约束企业低。上述发现表明，信息不对称理论无法完全解释融资约束程度与投资—现金流敏感性的关系，公司治理因素和现金流正负因素可能是导致相关研究结论不一致的重要因素。
本文的改进及创新体现在：(1)提出了一种新的融资约束判别方法来度量融资约束程度；(2)引入了公司治理和现金流正负两个因素，检验了公司治理和现金流正负这两个因素对融资约束程度与投资—现金流敏感性关系的影响。
本文的研究结论不仅为研究融资约束和投资—现金流敏感性的关系问题提供了新的思路和角度，充实了国内关于融资约束下企业投资理论的研究，而且也为国家的宏观调控、企业的投融资行为、公司治理结构的设计等提供了理论指导。
8.会议论文 宋力. 潘伟 股权集中下投资-现金流敏感性问题研究 2006
根据现代公司金融理论,在公司投资模型中加入融资因素,以沪市制造业上市公司为研究样本,依据样本公司2002年与2003年的数据,对股权集中下的上市公司投资-现金流敏感性问题进行了实证分析,实证分析的结果表明我国上市公司的投资与现金流之间存在着显著的正相关关系,进一步的分析表明上市公司的股权集中度与投资-现金流敏感性之间呈现显著的负相关关系,说明上市公司投资-现金流敏感性存在的主导动因是管理机会主义,提高股权集中度可以改善公司治理情况,减少非有效投资,提高公司绩效.
9.学位论文 严晓英 贴现现金流法与实物期权在火电投资中的应用——广东2×60万千瓦火电投资案例分析 2005 本文对贴现现金流法(DCF法)与实物期权的方法进行了理论概述，以广东2×60万千瓦火电投资项目为案例背景，通过对火电投资评估基本方法的介绍、以及对广东2×60万千瓦火电投资项目进行实际测算与分析，来比较DCF法与实物期权方法的主要区别，对贴现现金流法与实物期权在火电投资中的
应用提出了一些观点。采用DCF法，在含税上网电价为0.432元/千瓦、满足年负荷因子为70％等前提下，项目价值为3.19亿元，按照独立方案的投资决策标准，本项目属于基本具备财务可行性方案。在贴现现金流法的基础上结合实物期权方法重新评估的项目价值为7.79亿元，按照独立方案的投资决策标准，本项目属于完全具备财务可行性方案。通过本论文案例的分析结果，得出以下贴现现金流法与实物期权在火电投资中的应用结论。
1、传统的贴现现金流法忽视了投资项目的风险价值和项目的增长性，没有将投资的间接价值量化。
2、实物期权法充分考虑了投资项目的不确定因素、投资内外部环境可能发生的变化、投资决策与所投资过程当中项目因这些变化而产生的潜在投资价值，避免了项目价值的低估，从而提高了评估结果的可信度。
3、实物期权是一种选择权。投资者可以选择是否执行这项期权，也可以选择何时执行这项期权。
4、实物期权并不是否定贴现现金流法，也不能够完全取代贴现现金流法。它必须要配合净现值和投资收益率等指标才能加以使用。要正确评价火电项目的真实价值，应该在贴现现金流法的基础上，将项目的期权价值考虑进去。
结合论文案例，针对公司投资评价体系相对落后、提出以下改进措施，也供国内同行进行参考。
1、学习和研究新的投资理论，培养复合型人才，挖掘投资项目的潜在价值。
2、多进行实地或市场调查，掌握投资项目的多方面信息，挖掘投资潜力。
3、投资管理还应重视事后项目投资条件的实现与投资建议的执行。
10.期刊论文 李金. 李仕明. 熊小舟. LI Jin. LI Shiming. XIONG Xiaozhou 我国上市公司投资-现金流敏感度实证研究 -管理学报2007,4(6)
运用回归分析和因子分析法,对国内A股上市公司的投资-现金流敏感度及其影响因素进行了实证研究.结果表明:投资-现金流敏感度不能反映公司的融资约束程度,这与一些国内学者的观点不一致;上市公司的投资-现金流敏感度与其盈利能力显著正相关,与其偿债能力显著负相关;民营上市公司的投资-现金流敏感度低于国有上市公司,但其盈利能力也显著低于国有上市公司.因此,民营上市公司较低的投资-现金流敏感度并不表明其融资约束程度也较低;相反,这正说明民营上市公司因受到融资约束而存在投资不足的问题.
引证文献(17条)
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