摘要：在借鑒前人研究的基礎(chǔ)上，對信息不對稱和現(xiàn)金流代理成本理論等相關(guān)理論進行分析，選取民營上高公司為樣本，研究了我國民營上市公司投資與內(nèi)部現(xiàn)金流的敏感性關(guān)系，探討了不同融資約束情況下內(nèi)部融資對公司投資的影響以及敏感性的動因。通過設(shè)定G值分類并選取已獲利息倍數(shù)作為融資約束的替代指標(biāo)，對樣本總體進行分類。研究結(jié)果顯示，公司投資支出顯著地依賴于內(nèi)部現(xiàn)金流。從理論動因來看，更多代理問題對我國上市公司投資與現(xiàn)金流敏感性關(guān)系有重要影響，民營上市公司更多地存在著代理問題造成的投資過度情況。最后，根據(jù)研究結(jié)果提出了關(guān)于我國資本市場和上市公司的建議。

關(guān)鍵詞：融資約束；信息不對稱理論；代理成本理論

一、引言

伴隨著中國經(jīng)濟三十年的改革歷程，國民營經(jīng)濟不斷發(fā)展壯大，并已成為國民經(jīng)濟中極為重要的一個組成部分。據(jù)國家統(tǒng)計局統(tǒng)計，在1989—2005年間，我國民營經(jīng)濟創(chuàng)造的國民生產(chǎn)總值平均每年以28％的速度增長，遠高于同期國民經(jīng)濟8％的增長率。尤其在“十五”(2000～2005年)期間，我國民營經(jīng)濟得到了空前的發(fā)展，民營經(jīng)濟的地位、作用、自身素質(zhì)和政策制度等方面都發(fā)生了歷史性的改變。然而由于諸多因素的影響，只有少數(shù)發(fā)展成熟、規(guī)模較大的民營企業(yè)在資金市場上因“馬太效應(yīng)”的作用，成為融資的“寵兒”，大多數(shù)民營企業(yè)很難順利、快速地取得發(fā)展所需要的資金，面臨明顯的融資困境。同時投資方面，民營企業(yè)投資效率低的現(xiàn)象非常嚴(yán)重。由于民營資本在相對狹窄的投資域中，低水平重復(fù)建設(shè)較多，惡性競爭事件時有發(fā)生，國內(nèi)的一項研究表明，中國民營企業(yè)投資的平均壽命只有2.9年(見俞喬等2002)。本文選取民營上市公司為樣本，通過研究我國民營上市公司投資與內(nèi)部現(xiàn)金流的敏感性關(guān)系及理論動因，探討了我國民營上市公司的投融資現(xiàn)狀。

二、理論分析

1新古典投資理論在內(nèi)的傳統(tǒng)投資理論以完美市場假設(shè)條件，為內(nèi)部融資成本和外部融資成本相同，資方式的選擇對企業(yè)沒有任何影響，業(yè)投資與融資不相關(guān)。隨著信息經(jīng)濟學(xué)的不斷興起與發(fā)展企業(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，由于信息不對稱、委托代理問題以及外部交易成本的存在，使得外部融資成本較高，企業(yè)具有內(nèi)源融資偏好，其投資決策行為受融資條件的制約。當(dāng)企業(yè)有好的投資機會而內(nèi)源融資不足時，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)面臨投資的融資約束，企業(yè)進行次優(yōu)選擇時，可能會放棄部分凈現(xiàn)值為正的投資項目，從而導(dǎo)致投資不足。受到融資約企業(yè)的投資支出對其凈財富或者說融資行為是敏感的，通過考察實踐中企業(yè)投資支出與現(xiàn)金流之間的敏感性，可以確定其投資決策的融資約束與投資不足問題。并且，于不同公司受到的約束不同，其對內(nèi)部現(xiàn)金流的敏感性也應(yīng)不同。越高的資本約束，現(xiàn)金流對公司投資行為的影響就越大。Fazzari，Hubbard and Petersen(FHP，1988)首先提出投資一現(xiàn)金流量敏感性關(guān)系與公司融資約束問題。理論界對于融資約束代理變量的選擇產(chǎn)生了很多分歧，因為不同的代理變量具有不同的優(yōu)勢，但也存在相應(yīng)的缺陷。Moyen(2004)以及Cleary等人(2004)就指出，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，不同的判斷標(biāo)準(zhǔn)導(dǎo)致公司投資—現(xiàn)金流的敏感性與融資約束程度之間的關(guān)系不同，這最終是一個2實證問題。

同時，自由現(xiàn)金流的代理理論(Jensen，1986)認為，基于契約的不完全性，股東與管理者之間普遍存在代理問題，二者的利益關(guān)系存在一定程度的沖突。管理者處于自身利益最大化的目標(biāo)追求，存在建立“企業(yè)帝國”的傾向。換言之，即使沒有好的投資項目與投資機會，管理者寧可將資金留在企業(yè)進行低效率的投資，也不愿將其發(fā)放給股東或償還債務(wù)，這與股東財富最大化的目標(biāo)相違背。由于內(nèi)部融資處于管理者的控制下，并且內(nèi)部融資越充裕，外部融資對管理者形成的監(jiān)督和約束的可能性就越少，管理者所獲得的收益也就越大，這會導(dǎo)致企業(yè)管理者的內(nèi)源融資偏好。企業(yè)同樣表現(xiàn)出對內(nèi)部現(xiàn)金流的追逐，實證研究也會發(fā)現(xiàn)投資與現(xiàn)金流之間存在正向敏感性，但其結(jié)果是企業(yè)過度投資，而不是基于融資約束的投資不足。許多學(xué)者，如Blanchard等(1994)、Shleifer和Vishn(1997)、Lamoni(1997)、Richardson(2006)等人分別從不同角度實證檢驗了過度投資假說。

Vogt(1994)選取公司規(guī)模和股利支付率對樣本進行分組，并通過在回歸方程中引入成長機會(以托賓Q值衡量)與現(xiàn)金流的互動項，對投資—現(xiàn)金流敏感性關(guān)系進行了實證檢驗和解釋。結(jié)果發(fā)現(xiàn)小規(guī)模、高托賓Q、低股利支付公司存在較為明顯的融資約束與投資不足問題，而大規(guī)模、低托賓Q、低股利支付率的公司則存在明顯的投資過度行為。Stein(2003)也認為，投資不足和投資過度或者信息不對稱理論與自由現(xiàn)金流理論并不是互相排斥的，它們根據(jù)企業(yè)的不同特征均能解釋為什么企業(yè)投資對企業(yè)凈財富或者說內(nèi)部資金是敏感的。由此可見，投資與現(xiàn)金流之間的的敏感性關(guān)系并不是融資約束確立的充分條件，企業(yè)股東與管理者之間委托代理問題也可能導(dǎo)致二者之間存在較強的敏感性。

本文選取滬深兩市民營上市公司面板數(shù)據(jù)為樣本，首先研究全樣本下企業(yè)投資與現(xiàn)金流量的敏感性關(guān)系，并將動因檢驗因子(投資機會與現(xiàn)金流的聯(lián)合項Q*CF/K)引入回歸模型，對樣本總體進行動因檢驗，以初步考察企業(yè)投資不足或投資過度特征。隨后，通過設(shè)定企業(yè)G值(現(xiàn)金流與投資機會之比)并對其進行測定。根據(jù)G值將樣本區(qū)分為投資不足傾向組(G值較低)和投資過度傾向組(G值較高)，然后對各組分別進行投資—現(xiàn)金流量敏感性檢驗和動因檢驗，對結(jié)果進行分析。在此基礎(chǔ)上，分別將各組樣本按融資約束預(yù)分類變量再分組，并進行組內(nèi)回歸分析與多維比較判斷，對融資約束與投資—現(xiàn)金流敏感關(guān)系進行深入考察與分析。

三、研究設(shè)計

(一)研究假設(shè)

根據(jù)前文的理論分析，本文提出以下假設(shè)：

假設(shè)1：公司的投資決策與公司內(nèi)部的現(xiàn)金流密切相關(guān)，投資隨著內(nèi)部現(xiàn)金流的增減而相應(yīng)增減。

假設(shè)2：融資約束不是公司投資與現(xiàn)金流敏感性關(guān)系產(chǎn)生的唯一原因，自由現(xiàn)金流理論同樣可以解釋這種現(xiàn)象。一部分企業(yè)的投資依賴與內(nèi)部現(xiàn)金流主要是因為他們遇到了來自外部的融資約束，投資機會增加，投資對現(xiàn)金流的敏感性也隨之增強。另一部分企業(yè)主要由于自由現(xiàn)金流假說下投資過度。

假設(shè)3：在按已獲利息倍數(shù)作為融資約束的衡量指標(biāo)下，已獲利息倍數(shù)越低，即公司受到的融資約束越高，公司投資對現(xiàn)金流的敏感性越強。

利息保障倍數(shù)是常用的企業(yè)償債能力指標(biāo)，并且它在一定程度上反映了企業(yè)的盈利能力，無論是銀行發(fā)放貸款還是債權(quán)人或股東投資，都十分注重考察該指標(biāo)，從而判斷投資風(fēng)險。因此，利息保障倍數(shù)高的企業(yè)，說明其償債能力強，盈利水平高，投資風(fēng)險小，銀行、債權(quán)人或股東都愿意對其進行投資，其外部融資能力就強。反之，則外部融資能力弱。

(二)經(jīng)驗?zāi)Ｐ?/p>

在研究全樣本投資與內(nèi)部現(xiàn)金流的關(guān)系以及分組后不同融資約束下投資與內(nèi)部現(xiàn)金流之間敏感性關(guān)系時，本文以Vogt(1994)模型為基礎(chǔ)，在模型中納入期初托賓，期初的主營業(yè)務(wù)收入和當(dāng)期的現(xiàn)金流三個自變量，托賓系數(shù)描述公司未來的盈利能力，滯后銷售收入變量反映銷售加速理論，以當(dāng)期的投資增量作為因變量。其中現(xiàn)金流與投資指標(biāo)選擇當(dāng)期數(shù)據(jù)是因為他們都是流量指標(biāo)，反映了當(dāng)期需求和內(nèi)部資金的可用性，而托賓與主營業(yè)務(wù)收入選擇滯后一期的值則是因為滯后一期的值能更好地為公司決策提供信息?；貧w模型的基本形式如下：

其后，通過引進現(xiàn)金流與投資的相互影響變量，檢驗是信息不對稱理論還是自由現(xiàn)金流量的代理成本理論起支配作用。擬采用的回歸方程如下：

模型中各變量定義如下：(1)K表示公司的固定資產(chǎn)凈值，I表示公司在一個會計年度內(nèi)的投資支出，I/K表示單位固定資產(chǎn)凈值的投資支出。本文所用的“投資支出”指的是公司的資本性投資支出機器、廠房、設(shè)備等同定資產(chǎn)支出，具體指資產(chǎn)負債表中固定資產(chǎn)原價、工程物資以及在建工程三項之和。(2)CF表示公司在一年內(nèi)經(jīng)營活動的凈現(xiàn)金流入，數(shù)據(jù)來源于公司的現(xiàn)金流量表。CS表示公司的資金存量，用貨幣資金與短期投資之和表示。Y表示公司一年內(nèi)的主營業(yè)務(wù)收入，這里用滯后變量反映公司投資的銷售加速理論。Q表示公司市場價值與賬面價值的比值。本文以公司的賬面價值作為重置價值，另外由于我國全流通股改之前，上市公司的股本中國有股和法人股等非流通股所占的比重較大，公司市場價值中的股權(quán)價值包括流通股價值和非流通股價值兩部分。本文中流通股價值等于普通股股價與發(fā)行在外的普通股股數(shù)的乘積，非流通股價值等于每股凈資產(chǎn)與非流通股股數(shù)的乘積，兩者之和為公司市場價值。

(三)樣本選取

本文選擇國內(nèi)滬深兩市民營上市公司(A股)2000—2006年的財務(wù)數(shù)據(jù)和股票交易數(shù)據(jù)進行研究。本文中提到的民營類上市公司，是指控股股東是民營性質(zhì)企業(yè)、主要決策經(jīng)營權(quán)被民營性質(zhì)企業(yè)控制、自然人對上市公司有控制能力或因為管理層持股等原因可以被認為是私營性質(zhì)處于控制地位的上市公司。為保證數(shù)據(jù)的有效性，消除異常樣本對研究結(jié)論的影響，本文對樣本做了如下處理：(1)以年度為單位，剔除了各年新上市和退市的民營上市公司，保證了樣本的連續(xù)性和數(shù)據(jù)的完整性。并且剛上市的公司其固定資產(chǎn)增加值較大，以此來衡量公司的年度投資支出存在較大的誤差。(2)剔除了ST和*ST的公司，這些公司或者財務(wù)異常，或者連續(xù)虧損，流動性約束十分嚴(yán)重。(3)剔除了既發(fā)行A股又發(fā)行B股的公司，因為B股的市場環(huán)境，運作方式與A股有所不同，并且B股的市場價值由于受到匯率等的影響難以準(zhǔn)確計算。(4)剔除了數(shù)據(jù)缺失以及Q極大或主營業(yè)務(wù)變化較大的異動指標(biāo)的公司。最終篩選出民營上市公司2000年至2006年1313個公司年度數(shù)據(jù)作為研究樣本。本文數(shù)據(jù)來源上海萬得資訊科技有限公司提供的萬得數(shù)據(jù)庫(Wind)和金融界網(wǎng)站(www.jrj.com)。

四、實證結(jié)果

(一)樣本描述性統(tǒng)計

回歸樣本為滬深兩市民營上市公司，所有公司2000—2006年度數(shù)據(jù)為1313個。表1顯示了描述性統(tǒng)計分析情況。從表9可以看出，期初資金存量/固定資產(chǎn)凈值、現(xiàn)金流/固定資產(chǎn)凈值以及銷售收入/固定資產(chǎn)凈值的標(biāo)準(zhǔn)差較大。其中，現(xiàn)金流的均值為O.0085，最小值為-124.1984，而最大值達71.3720，類似地，銷售收入/固定資產(chǎn)凈值的數(shù)值也與均值出現(xiàn)較大偏差。

此外，表1數(shù)據(jù)列示了我國民營上市公司的投資支出、現(xiàn)金流量、資金存量、主營業(yè)務(wù)收入以及托賓值的基本情況。在一個會計年度中的固定資產(chǎn)平均支出占年初固定資產(chǎn)凈值的49.49％，現(xiàn)金流量占年初固定資產(chǎn)凈值的O.85％。

(二)回歸結(jié)果分析

1.全樣本回歸結(jié)果分析

從表2可以看出，期初資金存量和當(dāng)期現(xiàn)金流量回歸系數(shù)的顯著性概率均為0.000，估計值顯著大于零，這說明公司的內(nèi)部現(xiàn)金流對公司的投資支出有顯著的影響，支持假設(shè)1。

從回歸結(jié)果還可以看到，表示公司未來投資機會的托賓系數(shù)為負，并且系數(shù)估計值在0.1的水平下與0沒有顯著差異，與理論估計有所偏差。原因可能是在過去的多年中，我國上市公司存在嚴(yán)重的股權(quán)分置現(xiàn)象，其市場價值從而托賓Q值會表現(xiàn)出一定偏誤。雖然從95年我國啟動了股權(quán)分置改革，但是由于非流通股的全面流通需要一個漸進的過程。因此，在估計上市公司市場價值時存在著失真。并且中國的股票市場發(fā)展時期短，股票市場的價值顯著的偏離企業(yè)的基本價值時，一般的經(jīng)驗研究所采取的值并不能捕獲企業(yè)的成長機會和價值(BondCummins，2001)。同時，從樣本總體來看，上年主營業(yè)務(wù)收入對公司投資影響也不顯著，有可能是公司存在大量的應(yīng)收、應(yīng)付款項，另外也不排除我國上市公司財務(wù)報表數(shù)據(jù)真實性問題。根據(jù)回歸結(jié)果，我們可以得到這樣的基本結(jié)論：我國民營上市公司在進行投資決策時，較顯著地依賴于公司內(nèi)部現(xiàn)金流。

注：Dependent Variable：I/K；I/K：投資支出/固定資產(chǎn)凈值；CS/K：期初資金存量/固定資產(chǎn)

凈值；CF/K現(xiàn)金流量/固定資產(chǎn)凈值；Y/K：上年主營業(yè)務(wù)收入/固定資產(chǎn)凈值；Q：期初托賓Q。

為進一步考察各解釋變量對投資支出的影響，讓當(dāng)期現(xiàn)金流/固定資產(chǎn)凈值、期初資金存量，固定資產(chǎn)凈值、上年主營業(yè)務(wù)收入/固定資產(chǎn)凈值，以及期初托賓逐步進入回歸，得到樣本總體投資與多影響因素的逐步回歸結(jié)果表3。

回歸結(jié)果中值得注意的是，模型的調(diào)整判定系數(shù)并不高，僅有6.8％。在以往的相關(guān)研究中，從參考的同類模型來看，這個系數(shù)一向不高，在5％至10％之間。究其原因，公司投資受到的影響因素較為復(fù)雜，本文考察的變量只是與投資支出顯著相關(guān)，因此并不能對公司投資決策進行完全的解釋。

注：Dependent Variable：I/K；I/K：投資支出/固定資產(chǎn)凈值；CS/K：期初資金存量/固定資產(chǎn)凈值；CF/K現(xiàn)金流量/固定資產(chǎn)凈值；Y/K：上年主營業(yè)務(wù)收入/固定資產(chǎn)凈值；Q：期初托賓Q。

回歸結(jié)果顯示，期初資金存量最先進入方程中，其次是當(dāng)期現(xiàn)金流量，而期初托賓Q值和上年主營業(yè)務(wù)收入沒有進入回歸。期初資金存量對方程的解釋能力最為顯著，調(diào)整判定系數(shù)為5.4％，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解釋力。

因此，就總體樣本而言，公司投資決策受內(nèi)部現(xiàn)金流影響較大，內(nèi)部現(xiàn)金的充沛程度在影響投資的因素中表現(xiàn)最為強烈。系數(shù)的估計值為正，說明企業(yè)的投資支出隨著內(nèi)部現(xiàn)金流的增加而增加。這證明我國上市公司的投資普遍依賴于內(nèi)部現(xiàn)金流，投資與內(nèi)部現(xiàn)金流星顯著的正相關(guān)關(guān)系。

通過前面實證研究，我們已經(jīng)證明了假設(shè)一的成立，我國上市公司的投資行為顯著地依賴于內(nèi)部現(xiàn)金流，那么進行下一步的研究，我們首先要找出投資支出依賴內(nèi)部現(xiàn)金流的背后動因。

前文已經(jīng)提到，投資依賴內(nèi)部現(xiàn)金流的動因存在著兩種截然相反的解釋，即基于自由現(xiàn)金流量代理成本理論的過度投資和基于信息不對稱理論的投資不足。由于不對稱信息的存在，造成投資者在為公司提供資金時有可能過于謹慎，減少資金數(shù)量，提高資金的使用成本，低估有風(fēng)險的證券，使內(nèi)部融資和外部融資不再互相替代，因此相對于外部融資而言，公司將偏好于內(nèi)部融資。這樣，如果企業(yè)外部融資的信息成本較高，當(dāng)面臨良好投資機會時，公司對內(nèi)部現(xiàn)金流將非常敏感，同時公司可能因為內(nèi)部資金不足、外部資金成本過高而放棄了投資機會，造成投資不足；另一方面，由于普遍存在的經(jīng)理人和股東之間的代理問題，經(jīng)理人為了自身利益的最大化，會將公司多余的現(xiàn)金流量投入到凈現(xiàn)值為負的項目中，從而造成過度投資問題。當(dāng)缺乏有價值的投資項目時，公司規(guī)模最大化的目標(biāo)與股東利益相沖突，也就是說。過度投資發(fā)生在公司前景不佳時。這樣，代理問題就意味著缺少有價值投資項目的公司表現(xiàn)出投資與現(xiàn)金流的正相關(guān)關(guān)系。

Vogt(1994)總結(jié)了信息不對稱理論和自由現(xiàn)金流理論，并利用這兩個理論進行實證分析，在回歸方程中引入托賓與現(xiàn)金流的互動項，實證結(jié)果中如果互動項系數(shù)為正，表明公司價值提高時，現(xiàn)金流量對投資影響增強，這支持信息不對稱理論，公司存在投資不足；如果系數(shù)為負，表明公司價值下降時，現(xiàn)金流量對投資的影響增強，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。表4是運用Vogt模型對投資依賴內(nèi)部現(xiàn)金流的動因分析的回歸結(jié)果。

注：Dependent Variable：I/K；I/K：投資支出/固定資產(chǎn)凈值；CS/K：期初資金存量，固定資產(chǎn)凈值；CF/K現(xiàn)金流量/固定資產(chǎn)凈值；Y/K：上年主營業(yè)務(wù)收入/固定資產(chǎn)凈值；Q：期初托賓Q。

回歸結(jié)果中，動因因子的系數(shù)估計值顯著為負，表明公司價值下降時，現(xiàn)金流量對投資的影響增強，結(jié)論支持自由現(xiàn)金流量的代理成本理論，公司存在過度投資。因此，以上回歸結(jié)果說明本文的假設(shè)二成立，融資約束不是我國民營上市公司投資與現(xiàn)金流敏感性關(guān)系產(chǎn)生的主要原因。為進一步研究我國民營上市公司投資與現(xiàn)金流的敏感性關(guān)系及其理論動因，下面按G值對樣本進行分類探討。

2.G值分類下回歸結(jié)果分析

前文對樣本總體的回歸分析，并將動因檢驗因子(投資機會與現(xiàn)金流的聯(lián)合項Q*CF/K)引入回歸模型，對樣本總體進行動因檢驗，初步考察了企業(yè)整體上具有投資過度特征，但據(jù)此得出所有的樣本企業(yè)都表現(xiàn)為投資過度說服力并不強。為了對企業(yè)投資行為進行深入考察，本文以下部分通過設(shè)定企業(yè)G值(現(xiàn)金流與投資機會之比)對其進行進一步分析。通常相對G值較低則意味著Q比較高，即企業(yè)有好的融資前景和更多的投資機會，在這樣前提下較低的現(xiàn)金流使企業(yè)有投資不足的傾向，反之，G值較高的企業(yè)有投資過度傾向。

根據(jù)G值將樣本區(qū)分為投資不足傾向組(G值較低)和投資過度傾向組(G值較高)，然后對各組的相關(guān)變量進行深入比較分析，有針對性地判斷是否某些企業(yè)還存在融資約束的影響從而表現(xiàn)出投資不足的特征。因此，本文將總樣本按G值分類，以下是取二分點的回歸結(jié)果。

下面分別對上述兩張表進行說明和比較。我們看到各組回歸的F統(tǒng)計值的顯著性概率P=.000<0.01，在0.01的水平上顯著異于零。這說明方程總體回歸效果是顯著的。兩組數(shù)據(jù)下的自變量現(xiàn)金流都順利進入回歸，并且標(biāo)準(zhǔn)回歸系數(shù)都在0.05的水平上顯著為正，這說明各組企業(yè)的投資都受到內(nèi)部現(xiàn)金流的影響，表現(xiàn)出正相關(guān)關(guān)系。

其中；投資過度傾向組(G值較高)組和投資不足傾向組(G值較低)組的投資對現(xiàn)金流的敏感系數(shù)分別為0.065和0.021。投資過度傾向組的系數(shù)高于我們上文分析的全樣本的回歸系數(shù)0.035，也大大高于投資不足傾向組的敏感性系數(shù)。這說明投資過度傾向組(G值較高)企業(yè)的投資對現(xiàn)金流的敏感性高于投資不足傾向組，根據(jù)整體樣本的動因檢驗結(jié)果，這似乎表明該組民營企業(yè)投資過度現(xiàn)象尤其嚴(yán)重。以下引入動因檢驗進一步分析。逐步回歸結(jié)果見表7：

回歸結(jié)果顯示，兩個樣本中的動因檢驗因子的系數(shù)估計值都為負數(shù)，且顯著性概率P<0.01。在0.01的水平上顯著異于零。與樣本總體的動因檢驗結(jié)果類似，說明結(jié)論支持代理成本理論，現(xiàn)金流敏感性緣于投資過度。觀察各樣本動因因子的系數(shù)值，可以注意到，投資過度傾向組(G值較高)的樣本組的系數(shù)為—.182，絕對值大于投資不足傾向組(G值較低)系數(shù)—.041，兩組樣本均存在較嚴(yán)重的代理問題，企業(yè)表現(xiàn)出投資過度特征，即所有企業(yè)均不存在投資不足現(xiàn)象。因為即使我們按照G值分組后具有投資不足傾向組的企業(yè)，其動因檢驗因子亦未表現(xiàn)出正的系數(shù)，反而體現(xiàn)出投資過度的判定值，而投資過度傾向組(G值較高)其投資過度特征更為突出。

以下在G值分類基礎(chǔ)上，將各組樣本按融資約束預(yù)分類變量再分組，進行回歸分析與多維比較判斷。

3.投資不足傾向組(G值較低)按已獲利息倍數(shù)分類的投資敏感性分析

利息保障倍數(shù)是常用的企業(yè)償債能力指標(biāo)。并且它在一定程度上反映了企業(yè)的盈利能力，無論是銀行發(fā)放貸款還是債權(quán)人或股東投資，都十分注重考察該指標(biāo)，從而判斷投資風(fēng)險。因此利息保障倍數(shù)高的企業(yè)，說明其償債能力強，盈利水平高，投資風(fēng)險小，銀行、債權(quán)人或股東都愿意對其進行投資，其外部融資能力就強。反之，則外部融資能力弱。

本文將投資不足傾向組按利息保障倍數(shù)分類取三分點，我們把利息保障倍數(shù)小于1.7241的公司界定為高融資約束組，企業(yè)的盈利或償債存在一定的問題，投資具有較大的風(fēng)險。將利息保障倍數(shù)大于等于1.7241且小于等于4.974視為企業(yè)受到中等融資約束，當(dāng)利息保障倍數(shù)大于4.974時，企業(yè)的償債能力非常強，應(yīng)具有較強的外部融資能力，歸為低融資約束組。

通過前面的分組檢驗，我們難以判斷出企業(yè)投資受到融資約束的影響，而投資過度特征更為明顯。為了進一步對結(jié)論進行驗證，本節(jié)按已獲利息保障倍數(shù)這一衡量融資約束的預(yù)分類變量，將樣本分組進行回歸分析，考察在投資不足傾向類別中不同融資約束組所表現(xiàn)出的投資與內(nèi)部現(xiàn)金流敏感性，如果高融資約束組表現(xiàn)出更明顯的正向投資一現(xiàn)金流敏感性，中等融資約束組次之，低融資約束組最低，則在一定程度可以認為企業(yè)投資受到融資約束的影響，否則，結(jié)論將支持我們前面檢驗所得出的判斷：企業(yè)具有投資過度特征。我們分別把三組數(shù)據(jù)放入模型進行逐步回歸，得到如下結(jié)果，見表8。

子樣本的回歸結(jié)果顯示，各組回歸的F統(tǒng)計值的顯著性概率P=.000<0.01，在0.01的水平上顯著異于零，這說明總體的回歸效果是顯著的。三個模型中的自變量現(xiàn)金流都順利進入回歸，但回歸系數(shù)只有中等融資約束組在0.01的水平上顯著為正并且高于上文分析的全樣本的回歸系數(shù)，這說明中等融資約束組企業(yè)的投資較為明顯地受到內(nèi)部現(xiàn)金流的影響，表現(xiàn)出正相關(guān)關(guān)系。

其中，高融資約束組和低融資約束組的投資對現(xiàn)金流的敏感系數(shù)為負，沒有表現(xiàn)出假定企業(yè)投資受到融資約束的正向相關(guān)性，更看不到檢驗所期望的高融資約束組與低融資約束組之間的區(qū)別，高融資約束組和低融資約束組企業(yè)的投資對現(xiàn)金流的敏感性均不強，不能支持企業(yè)受到融資約束的假設(shè)。

4.投資過度傾向組(G值較高)按已獲利息倍數(shù)分類的投資敏感性分析

本節(jié)將投資過度傾向組按利息保障倍數(shù)分類取三分點，我們把利息保障倍數(shù)小于2.756的公司，利息保障倍數(shù)大于等于2.756且小于等于8.246的公司以及利息保障倍數(shù)大于8.246的公司分別視為高融資約束組、中等融資約束組以及低融資約束組。

根據(jù)前面的分析結(jié)果，我們已基本確認投資過度傾向組企業(yè)的投資過度特征。為了進一步檢驗該結(jié)論，本節(jié)按已獲利息保障倍數(shù)這一衡量融資約束的預(yù)分類變量，考察在投資過度傾向類別中不同融資約束組所表現(xiàn)出的投資與內(nèi)部現(xiàn)金流敏感性，如果高融資約束組表現(xiàn)出更明顯的正向投資—現(xiàn)金流敏感性，中等融資約束組次之，低融資約束組最低，則在一定程度可以認為企業(yè)投資受到融資約束的影響，否則，結(jié)論將支持我們前面檢驗所得出的判斷：企業(yè)具有投資過度特征。我們分別把三組數(shù)據(jù)放入模型進行回歸，只有已獲利息倍數(shù)>8.246的低融資約束組的自變量現(xiàn)金流順利進入回歸，見表9。

子樣本的回歸結(jié)果顯示，低融資約束組回歸的F統(tǒng)計值的顯著性概率P=.000<0.01，在0.01的水平上顯著異于零。這說明總體的回歸效果是顯著的。自變量現(xiàn)金流順利進入回歸，回歸系數(shù)在0.01的水平上顯著為正并且大大高于上文分析的全樣本的回歸系數(shù)，這說明低融資約束組企業(yè)的投資受到內(nèi)部現(xiàn)金流的影響，表現(xiàn)出正相關(guān)關(guān)系。但高融資約束組和中等融資約束組的投資對現(xiàn)金流的不敏感，沒有表現(xiàn)出假定企業(yè)投資受到融資約束的正向相關(guān)性，更看不到檢驗所期望的高融資約束組與低融資約束組之間的區(qū)別，不能支持企業(yè)受到融資約束的假設(shè)。

五、結(jié)論與政策建議

本文主要得出以下主要結(jié)論：(1)假設(shè)一成立。公司的投資決策與公司內(nèi)部的現(xiàn)金流密切相關(guān)，投資隨著內(nèi)部現(xiàn)金流的增減而相應(yīng)增減。(2)從樣本總體來看，自由現(xiàn)金流量的代理成本理論為我國上市公司投資與現(xiàn)金流敏感性關(guān)系的理論動因。(3)根據(jù)G值將樣本區(qū)分為投資不足傾向組(G值較低)和投資過度傾向組(G值較高)，兩組投資都對現(xiàn)金流敏感。引入動因檢驗進一步分析顯示，兩個樣本中的動因檢驗因子的系數(shù)估計值都為負數(shù)，且顯著性概率P<0.01，說明結(jié)論支持代理成本理論，現(xiàn)金流敏感性緣于投資過度。(4)無論是投資不足傾向組還是投資過度傾向組在融資約束預(yù)分類變量利息保障倍數(shù)再分組下，沒有完全表現(xiàn)出假定企業(yè)投資受到融資約束的正向相關(guān)性，更看不到檢驗所期望的高融資約束組與低融資約束組之間的區(qū)別，即高融資約束組表現(xiàn)出更明顯的正向投資一現(xiàn)金流敏感性，中等融資約束組次之，低融資約束組最低。結(jié)果不能支持企業(yè)受到融資約束的假設(shè)，假設(shè)三不成立。

綜上所述，可以看出我國民營上市公司委托代理問題嚴(yán)重。即企業(yè)存在“內(nèi)部人控制”以及股權(quán)結(jié)構(gòu)不合理和治理結(jié)構(gòu)不完善等特征，公司管理者運用權(quán)限以享受特權(quán)的行為較多，管理層的代理成本很高，一旦擁有可支配的現(xiàn)金流量，管理層會投資于非盈利項目以謀求私利，結(jié)果往往是導(dǎo)致投資過度?，F(xiàn)代企業(yè)的典型特征是所有權(quán)分散以及所有權(quán)和控制權(quán)的分離，在這種情況下。因為缺少有效的激勵和約束機制，管理者謀求的只是自身利益最大化，而與遵循股東利益最大化往往并不相符，從而產(chǎn)生代理問題。因此上市公司內(nèi)部治理機制的不完善弱化了對非效率投資決策的監(jiān)督和控制。由于內(nèi)部治理機制不完善表現(xiàn)在董事會、監(jiān)事會缺乏獨立性，外部董事形同虛設(shè)，民營上市公司應(yīng)逐步建立健全獨立董事制度，切斷其與公司可能存在的某種灰色聯(lián)系，從而發(fā)揮獨立董事的制度優(yōu)越性；同時繼續(xù)探索經(jīng)理層合理的持股比例，并通過公司治理文化對經(jīng)理層進行激勵與約束，注重培育良好的公司治理文化，采取依靠文化激勵人、約束人，讓經(jīng)理層成為有責(zé)任感的職業(yè)經(jīng)理人。

同時民營企業(yè)過度投資問題比較嚴(yán)重，一方面，民營企業(yè)自身投資方面存在很多問題，民營企業(yè)投資效率低尤其嚴(yán)重，并且由于民營資本在相對狹窄的投資域中，低水平重復(fù)建設(shè)較多。民營投資行為存在著種種扭曲、失靈，民間資本投資存在著盲目跟進的問題；另一方面地方政府依然對民營企業(yè)施加影響，在很大程度上造成這些企業(yè)的過度投資。因此，要改變民營企業(yè)的非理性投資的現(xiàn)狀，應(yīng)從制定企業(yè)發(fā)展戰(zhàn)略人手，增強企業(yè)的戰(zhàn)略發(fā)展意識；再逐步完善企業(yè)的內(nèi)部控制制度，使投資為戰(zhàn)略服務(wù)，通過投資增強企業(yè)的競爭力，避免非理性投資對企業(yè)的影響。同時在優(yōu)化企業(yè)投資行為，完善企業(yè)治理機制的同時，應(yīng)進一步轉(zhuǎn)換政府職能、加強政府正確引導(dǎo)作用。

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