摘 要：本文以2004-2011年在滬深證券交易所上市的制造業(yè)上市公司為研究樣本，直接利用投資—內(nèi)部現(xiàn)金流敏感度度量資本投資效率，運(yùn)用多元線性回歸模型研究董事會(huì)獨(dú)立性對(duì)資本投資效率的影響。研究結(jié)果表明：獨(dú)立的董事會(huì)能有效降低上市公司的投資—內(nèi)部現(xiàn)金流敏感度，從而改善上市公司的資本投資效率。而且，獨(dú)立的董事會(huì)能有效降低代理沖突引致的投資—內(nèi)部現(xiàn)金流敏感度，說明中國上市公司的獨(dú)立董事制度建設(shè)起到了較好的成效。

關(guān)鍵詞：董事會(huì)獨(dú)立性 投資—內(nèi)部現(xiàn)金流敏感度 資本投資效率

一.文獻(xiàn)回顧與研究假設(shè)

董事會(huì)作為公司治理結(jié)構(gòu)的核心，其獨(dú)立性直接影響到其職能作用的發(fā)揮和公司內(nèi)部治理結(jié)構(gòu)的水平，進(jìn)而影響公司的資本投資效率。從董事會(huì)結(jié)構(gòu)來說，獨(dú)立董事占比越高，董事會(huì)的獨(dú)立性越強(qiáng)，內(nèi)部人控制程度越弱。因此，獨(dú)立性強(qiáng)的董事會(huì)能更好地發(fā)揮監(jiān)督作用，提高上市公司的決策效率，改善上市公司的資本投資效率。

Jensen[1]研究發(fā)現(xiàn)獨(dú)立董事對(duì)改善公司投資效率有重要的影響。Richardson[2]實(shí)證研究也發(fā)現(xiàn)，獨(dú)立董事能夠發(fā)揮治理過度投資的作用。李云鶴和李湛[3]以2002-2007 年我國滬深股市全部上市公司為總樣本，剔除了財(cái)務(wù)指標(biāo)出現(xiàn)異常的ST 和PT 類公司及金融類公司，運(yùn)用Richardson的期望投資模型，研究了獨(dú)立董事對(duì)上市公司投資效率的影響，研究發(fā)現(xiàn)獨(dú)立董事未能發(fā)揮治理過度投資的作用。郭磊和王震[4]研究了董事會(huì)中獨(dú)立董事的比例對(duì)上市公司投資的影響，研究發(fā)現(xiàn)獨(dú)立董事制度不能抑制中國上市公司的過度投資行為。陳運(yùn)森和謝德仁利用社會(huì)網(wǎng)絡(luò)分析方法和Richardson期望投資模型考察了獨(dú)立董事的網(wǎng)絡(luò)位置特征對(duì)上市公司資本投資效率的影響，結(jié)果顯示： 網(wǎng)絡(luò)中心度越高， 獨(dú)立董事治理作用越好，表現(xiàn)為其所在公司的投資效率越高；在區(qū)分投資不足與投資過度之后可以發(fā)現(xiàn)，網(wǎng)絡(luò)中心度高的獨(dú)立董事能抑制上市公司的非效率投資行為。因此，基于以上理論分析和文獻(xiàn)回顧，本節(jié)提出如下兩個(gè)研究假設(shè)：

假設(shè)一：董事會(huì)的獨(dú)立性越強(qiáng)，上市公司的投資—內(nèi)部現(xiàn)金流敏感度就越低，資本投資效率就越高。

假設(shè)二：董事會(huì)的獨(dú)立性越強(qiáng)，因?yàn)榇頉_突而引起的投資—內(nèi)部現(xiàn)金流敏感度就越低，從而公司的資本投資效率就越高。

二.樣本與數(shù)據(jù)

本文以2004—2011年在滬、深兩個(gè)證券交易所上市的制造業(yè)公司為樣本。剔除了以下幾種類型的公司：（1）剔除了資不抵債的公司；（2）剔除了ST類和*ST類的公司；（3）剔除了數(shù)據(jù)不全和數(shù)據(jù)異常的公司；（4）剔除了當(dāng)年和前一年度首次公開發(fā)行股票的公司。最終，我們選取了制造行業(yè)8年共計(jì)2532個(gè)有效樣本。本節(jié)的所有數(shù)據(jù)均來自于CCER中國經(jīng)濟(jì)金融研究數(shù)據(jù)庫，所有數(shù)據(jù)的處理和統(tǒng)計(jì)分析均采用EXCEL2003和計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)軟件Eviews7.0。

三.變量說明與模型建立

被解釋變量“新增資本投資”詳見下表1.1。本節(jié)中的Tobin’Q（下文簡(jiǎn)記為Q）的數(shù)值直接取自于CCER中國經(jīng)濟(jì)金融研究數(shù)據(jù)庫，它是企業(yè)的市場(chǎng)價(jià)值和資產(chǎn)重置成本之間的比率。因?yàn)镃CER中國經(jīng)濟(jì)金融研究數(shù)據(jù)庫中企業(yè)的現(xiàn)金流量表數(shù)據(jù)存在缺失，而利潤表中的其它變量也存在程度不一的缺失，因此，本節(jié)選取了經(jīng)營活動(dòng)現(xiàn)金流量凈額來表示公司的“內(nèi)部現(xiàn)金流”。資產(chǎn)負(fù)債率為負(fù)債總額與資產(chǎn)總額的比。由于樣本企業(yè)的規(guī)模存在一定程度上的差異，數(shù)據(jù)處理的時(shí)候我們選擇用每個(gè)變量均除以總資產(chǎn)的賬面價(jià)值，從而增強(qiáng)了其可比性。各主要變量的定義詳見下表1.1。

表3.1 主要變量及其定義

變量變量名變量定義

Invest新增資本投資Invest=（構(gòu)建固定資產(chǎn)、無形資產(chǎn)和其它長期資產(chǎn)所支付的現(xiàn)金一處量固定資產(chǎn)、無形資產(chǎn)和其它長期資產(chǎn)而收回的現(xiàn)金） / 總資本賬面價(jià)值

QTobin’Q值Q=流通股市值+非流通股賬面價(jià)值+負(fù)債賬面價(jià)值） / 總資產(chǎn)賬面價(jià)值

Lev資產(chǎn)負(fù)債率負(fù)債總額/資產(chǎn)總額

Cash現(xiàn)金特有量貨幣資金+短投資） / 總資產(chǎn)賬面值

Size企業(yè)規(guī)模企業(yè)總資產(chǎn)賬面值的自然對(duì)數(shù)

CFO內(nèi)部現(xiàn)金流經(jīng)銷活動(dòng)現(xiàn)金流量凈額/總資產(chǎn)賬面價(jià)值

Sale銷售收入主營業(yè)務(wù)收入/總資產(chǎn)賬面價(jià)值

DLDS董事會(huì)獨(dú)立性獨(dú)立董事人數(shù)/董事會(huì)人數(shù)

基于上述變量，本節(jié)構(gòu)建了如下的多元線性回歸模型：

（1.1）

模型中的表示公司第年的新增資本投資；為公司第年的Tobin’Q值；為公司第年的內(nèi)部現(xiàn)金流； 獨(dú)立董事比例與內(nèi)部現(xiàn)金流的交乘項(xiàng)，用來檢驗(yàn)董事會(huì)獨(dú)立性對(duì)投資—現(xiàn)金流敏感度的影響；為公司第年的資產(chǎn)負(fù)債率；為公司第年的銷售收入； 為公司第年的現(xiàn)金持有量；為公司第年的規(guī)模。

四.實(shí)證結(jié)果與分析

（一）描述性統(tǒng)計(jì)

本文首先利用Eviews7.0軟件對(duì)全樣本的相關(guān)變量進(jìn)行了描述性統(tǒng)計(jì)，下表1.2給出了各變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。

表1.2 變量描述性統(tǒng)計(jì)

變量InvestQCFOLevSaleCashSizeDLDS

均值0.0596591.9517940.0420020.5425850.7001590.20587721.297010.577466

中位值0.0448131.4731000.0429590.4469570.5858840.15364421.155450.500000

最大值0.55152141.381800.70819596.9593115.895720.88898826.156304.000000

最小值-0.8245530.000100-1.5680202.01E-131.99E-131.74E-1316.508290.090909

標(biāo)準(zhǔn)差0.0673712.0506470.0862572.3170410.5760430.1696621.1059030.195800

樣本量25322532253225322532253225322532

（二）全樣本的回歸結(jié)果

表1.3列示了全樣本的回歸結(jié)果。由表1.3的全樣本回歸分析表可以看出，內(nèi)部現(xiàn)金流系數(shù)為0.238761，在1%的水平上顯著地異于零，說明投資對(duì)內(nèi)部現(xiàn)金流存在著顯著的敏感度。交乘項(xiàng)（DLDSXCFO）的系數(shù)為-0.162906，在1%的水平上顯著為負(fù)，有力地支持了本節(jié)的研究假設(shè)一，說明董事會(huì)的獨(dú)立性越強(qiáng)，就越能降低投資對(duì)內(nèi)部現(xiàn)金流的敏感度，從而改善和提高上市公司的資本投資效率。這也就說明，中國上市公司的獨(dú)立董事制度建設(shè)起到了較好的成效。

表3.3 全樣本回歸分析表

VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.

C-0.0232640.027627-0.8420640.3998

Q-0.0032990.000766-4.3093110.0000***

CFO0.2387610.0364166.5564120.0000***

DLDSXCFO-0.1629060.053129-3.0662500.0022***

Lev0.0002590.0006440.4013750.6882

Sale-0.0066700.002322-2.8718660.0041***

Cash-0.0172890.007807-2.2144350.0269**

Size0.0042880.0012773.3583620.0008***

R-squared0.058924Adjusted R-squared 0.056314

注：***、**和*分別代表回歸系數(shù)在1%、5%和10%的水平上統(tǒng)計(jì)顯著

（三）按代理沖突分組的檢驗(yàn)結(jié)果

接下來，我們檢驗(yàn)假設(shè)二：董事會(huì)的獨(dú)立性越強(qiáng)，因?yàn)榇頉_突而引起的投資—內(nèi)部現(xiàn)金流敏感度就越低，從而公司的資本投資效率就越高。

Jensen認(rèn)為企業(yè)擁有的內(nèi)部現(xiàn)金流容易引發(fā)企業(yè)的代理沖突問題，并導(dǎo)致企業(yè)產(chǎn)生過度投資行為。文獻(xiàn)的研究成果也顯示，當(dāng)企業(yè)擁有較高的內(nèi)部現(xiàn)金流時(shí)，投資—內(nèi)部現(xiàn)金流敏感度主要是由代理沖突引發(fā)的過度投資引起的。國內(nèi)學(xué)者李延喜和董文辰也以內(nèi)部現(xiàn)金流來度量企業(yè)的“代理沖突”。因此，本文也選擇企業(yè)內(nèi)部現(xiàn)金流（CFO）來度量“代理沖突”。按照樣本公司的CFO大小進(jìn)行排序，將樣本公司平均分為2組，每組1266個(gè)有效樣本。CFO大的一組作為高代理沖突組，CFO小的一組作為低代理沖突組?；貧w結(jié)果見表1.4和表1.5。

表1.4高代理沖突組回歸分析表

VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.

C0.0177750.0404390.4395360.6603

Q-0.0016500.001192-1.3838280.1667

CFO0.1918190.0543213.5311780.0004***

DLDSXCFO-0.1964310.060226-3.2615370.0011***

Cash-0.0735500.013238-5.5561200.0000***

Lev-0.0426380.009077-4.6971210.0000***

Sale-0.0077260.002876-2.6866480.0073***

Size0.0041960.0018502.2676830.0235**

R-squared0.051379Adjusted R-squared0.046079

注：***、**和*分別代表回歸系數(shù)在1%、5%和10%的水平上統(tǒng)計(jì)顯著

從表1.4中可以看出具有高代理沖突的上市公司存在顯著的投資—內(nèi)部現(xiàn)金流敏感度（CFO的系數(shù)為0.191819，且在1%水平上顯著地異于零），也就是說高代理沖突上市公司的資本投資效率沒有達(dá)到最優(yōu)的效率狀態(tài)。交乘項(xiàng)（DLDSXCFO）的系數(shù)為-0.196431，在1%的水平上顯著為負(fù)，有力地支持了本節(jié)的研究假設(shè)二，說明獨(dú)立的董事會(huì)能有效地降低高代理沖突上市公司的投資—內(nèi)部現(xiàn)金流敏感度，從而改善其投資效率。低代理沖突組的回歸結(jié)果見下表1.5。

表3.5低代理沖突組回歸分析表

VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.

C-0.0073390.037892-0.1936680.8465

Q-0.0067250.001301-5.1705790.0000***

CFO-0.1441150.091944-1.5674210.1173

DLDSXCFO0.3389490.1413982.3971320.0167**

Cash0.0080070.0099030.8085300.4189

Lev0.0019740.0008272.3859220.0172**

Sale-0.0062580.004101-1.5260430.1273

Size0.0033090.0017651.8749610.0610*

R-squared0.066781Adjusted R-squared0.061567

注：***、**和*分別代表回歸系數(shù)在1%、5%和10%的水平上統(tǒng)計(jì)顯著

從表1.5可以看出，低代理沖突組上市公司的投資對(duì)內(nèi)部現(xiàn)金流沒有顯著的敏感性，也就是說低代理沖突組上市公司具有較高的資本投資效率。

總結(jié)一下，從本文的實(shí)證研究結(jié)果可以看出，董事會(huì)的獨(dú)立性越強(qiáng)，上市公司投資對(duì)內(nèi)部現(xiàn)金流的敏感度就越低，從而上市公司的投資效率就越高。而且，董事會(huì)的獨(dú)立性越強(qiáng)，因?yàn)榇頉_突而引起的投資—內(nèi)部現(xiàn)金流敏感度就越低。因此，本節(jié)的兩個(gè)假設(shè)是成立的。同時(shí)，也說明中國上市公司的獨(dú)立董事制度建設(shè)起到了較好的成效。

參考文獻(xiàn)：

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