殷錢茜，胡建雄

(1. 南京大學商學院，江蘇南京　210093； 2. 南京財經(jīng)大學會計學院，江蘇南京　210046)

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財務柔性、自由現(xiàn)金流與投資不足

——來自中國上市公司的經(jīng)驗證據(jù)

殷錢茜1，胡建雄2

(1. 南京大學商學院，江蘇南京210093； 2. 南京財經(jīng)大學會計學院，江蘇南京210046)

基于財務柔性理論，探討了財務柔性(包括現(xiàn)金柔性和債務柔性)對自由現(xiàn)金流與投資不足間關系的影響，并運用中國上市公司的樣本進行實證分析。研究表明：自由現(xiàn)金流水平對投資不足行為具有約束作用；現(xiàn)金柔性和債務柔性均對自由現(xiàn)金流與投資不足的關系有顯著的正向調節(jié)作用；從債務柔性的不同來源看，剩余短期銀行借款能力對自由現(xiàn)金流與投資不足的關系有顯著的正向調節(jié)作用，而剩余商業(yè)信用能力對上述關系的影響不顯著。

財務柔性；自由現(xiàn)金流；投資不足；超額現(xiàn)金持有；剩余負債能力

一、引　言

近年來，由于投資決策是影響企業(yè)生存及成長的核心財務決策，企業(yè)投資效率問題成為眾多財務學者關注的重點[1]。非效率投資是指在投資決策中不以企業(yè)價值最大化為目標而進行的投資行為，包括過度投資和投資不足。我國特殊的制度環(huán)境造成了企業(yè)非效率投資行為的普遍性[2]：一方面，嚴重的代理問題造成了過度投資；另一方面，作為發(fā)展中國家，我國融資約束導致了投資不足[3]?，F(xiàn)有的相關研究大多關注企業(yè)的過度投資問題，對投資不足問題的研究相對較少[4]，然而，我國上市公司投資不足問題比過度投資問題更嚴重[2-4]，而且投資不足行為會嚴重損害企業(yè)價值和中小股東利益[5]。

針對企業(yè)投資不足的原因，現(xiàn)有研究主要是從融資約束視角展開。一般認為，受融資約束時，企業(yè)信息不對稱增加了市場摩擦，提高了融資成本，投資活動難以為繼；同時，出于對流動性不足的擔心，企業(yè)會減少投資行為來保持必要的流動性，從而造成投資不足。因此，如果企業(yè)擁有較多的自由現(xiàn)金流，將會減輕融資約束和流動性不足的程度，會對投資不足產(chǎn)生一定的約束作用。王治等對于投資不足行為提出了完善公司治理的解決方案[6]。但現(xiàn)實中，外部環(huán)境的改善有助于減輕卻未能從根本上治理企業(yè)投資不足行為，這需要從投融資決策的內(nèi)在機制進行思考，而現(xiàn)有研究忽視了影響企業(yè)投融資決策的其他重要因素，比如財務柔性。

財務柔性是指企業(yè)調動現(xiàn)有財務資源或獲取新的財務資源，來應對未來不確定性(即把握機遇和抵御風險)的一種戰(zhàn)略能力[7]。學者們普遍認識到，財務柔性問題是傳統(tǒng)企業(yè)財務理論與實際財務行為間缺失的關鍵一環(huán)[8]，為探究融資約束對投資不足行為的影響機制提供了新視角。在高度不確定的市場環(huán)境下，維持適度的財務柔性水平是企業(yè)生存及可持續(xù)成長的重要條件之一[9]。當未來出現(xiàn)有價值的投資機會時，財務柔性能滿足企業(yè)相應的資金需求，可避免由于未來經(jīng)營現(xiàn)金流短缺而造成的投資不足。因此可預期，財務柔性的存在對融資約束導致的投資不足行為有一定的約束作用。

財務柔性主要來源于現(xiàn)金柔性和債務柔性兩方面，前者表現(xiàn)為超額現(xiàn)金持有，后者表現(xiàn)為剩余負債能力，其分別為企業(yè)提供了財務柔性的內(nèi)部和外部來源[7-9]。因此，運用財務柔性理論，探討上述兩類財務柔性對自由現(xiàn)金流與投資不足之間關系的作用。此外，企業(yè)債務有長短之分，相對于長期負債，短期負債償還期限短，對企業(yè)流動性約束更強，而兩種主要的短期負債來源(短期銀行借款和商業(yè)信用)在融資成本和對流動性的影響方面也存在較大差異。因此，筆者進一步考察兩種不同的剩余短期負債能力(剩余短期銀行借款能力和剩余商業(yè)信用能力)對自由現(xiàn)金流與投資不足間關系的影響。

二、文獻回顧和研究假設

1. 自由現(xiàn)金流與投資不足

MM定理認為，完美的資本市場中，投資活動不受融資約束的影響。然而，考慮到信息不對稱及代理問題，MM定理受到廣泛質疑。作為企業(yè)重要的財務決策，投融資決策間存在重要的關聯(lián)。李春紅等的研究證實，在企業(yè)投資行為的影響因素中，絕大多數(shù)是通過自由現(xiàn)金流進行傳導的[3]，而自由現(xiàn)金流屬于企業(yè)融資決策的重要方面。張敦力等指出，廣義自由現(xiàn)金流包括企業(yè)自由現(xiàn)金流量、管理者可控自由現(xiàn)金流量和股東可控自由現(xiàn)金流量，還包括擴大投資所追加的流動資金以及用于恢復生態(tài)和保護環(huán)境而增加投資所需的資金[10]。從狹義上來看，自由現(xiàn)金流指的是經(jīng)營活動現(xiàn)金流量扣除NPV為正項目所需資金后的余額[2]，這種處理方式被眾多國內(nèi)外學者所認可[10]。

企業(yè)融資具有內(nèi)部融資和外部融資兩種形式。內(nèi)部融資是指企業(yè)利用內(nèi)部資金為新項目融資，而外部融資是指企業(yè)通過發(fā)行股票、債券及向銀行借款等手段籌集資金。信息不對稱理論認為，企業(yè)外部投資者和內(nèi)部人之間存在信息不對稱，外部投資者為了規(guī)避風險，要求企業(yè)在外部融資時支付溢價，使得企業(yè)外部融資成本高于內(nèi)部融資成本，導致企業(yè)更傾向于內(nèi)部融資[11]。因此，受到高成本外部融資約束的企業(yè)，往往被迫放棄部分增加企業(yè)價值的NPV為正的項目，導致投資不足。外部融資的約束程度不僅取決于證券市場的完善程度，還取決于上市公司和債權投資者間的信息不對稱程度。信息不對稱使成長性好的企業(yè)無法令人信服地為市場傳遞有利的投資機會，從而無法及時足額地籌集到滿足投資機會所需的資金，因而引起投資不足[2-3]。此時，如果企業(yè)自由現(xiàn)金流水平較高，盡管受到外部融資約束和信息不對稱因素的影響，企業(yè)仍然可以憑借充裕的自由現(xiàn)金流開展正常的投資活動，降低投資不足程度。

流動性風險是企業(yè)成長中面臨的最主要風險之一。受到融資約束時，企業(yè)自由現(xiàn)金流短缺，其必須保持充足的流動性以應對不確定的外部不利沖擊，并實施更積極的流動性管理政策[12]。也就是說，在市場摩擦程度較高的環(huán)境下，流動性受到約束的企業(yè)更加依賴于自身經(jīng)營現(xiàn)金流，會減少投資行為來保持必要的流動性，這也會造成投資不足[13]。此時，如果自由現(xiàn)金流水平較高，企業(yè)對其的依賴會減少，較高的自由現(xiàn)金流水平為企業(yè)提供了充足的流動性，使企業(yè)降低流動性擔憂而減少從事投資不足行為。反之，自由現(xiàn)金流水平較低，企業(yè)會從事更多投資不足行為[14]。

據(jù)此，提出以下假設：

假設1：自由現(xiàn)金流水平對投資不足行為具有約束作用，即自由現(xiàn)金流水平越高，投資不足程度越低。

2. 現(xiàn)金柔性對自由現(xiàn)金流與投資不足間關系的影響

現(xiàn)金持有作為財務柔性的主要來源早已是學者們的普遍共識[15]，但過多的現(xiàn)金持有可能會助長管理者的機會主義行為傾向而損害企業(yè)價值。因此，Opler等提出用超額現(xiàn)金持有來測量現(xiàn)金柔性的方法[16]被眾多學者廣泛認可和運用。

超額現(xiàn)金持有指的是實際現(xiàn)金持有與正?，F(xiàn)金持有之間的差值。在資本市場存在摩擦時，超額現(xiàn)金持有提供的現(xiàn)金柔性能滿足企業(yè)未來投資的資金需求，保證企業(yè)投資活動順利進行。連玉君等以中國上市公司為研究對象證實，在面對融資約束時，以更多現(xiàn)金持有的形式來保持高流動性能提高企業(yè)未來投資選擇權的價值[12]，也就是說，超額現(xiàn)金持有的存在，可以緩解因融資約束和流動性缺乏而造成的投資不足行為。顧乃康等的研究發(fā)現(xiàn)，持續(xù)持有足夠現(xiàn)金的企業(yè)，其投資水平會顯著提高，而這種儲備較多現(xiàn)金的行為正是企業(yè)秉持財務柔性策略的結果[17]。所以，對于超額現(xiàn)金持有較多的企業(yè)而言，其投資活動受外部融資約束的程度有所減弱，自由現(xiàn)金流對投資不足的約束作用也就更強。

據(jù)此，提出以下假設：

假設2：現(xiàn)金柔性對自由現(xiàn)金流與投資不足間的關系有顯著的正向調節(jié)作用，即超額現(xiàn)金持有越多，自由現(xiàn)金流對投資不足的約束作用就越強。

3. 債務柔性對自由現(xiàn)金流與投資不足間關系的影響

從總體上講，債務柔性表現(xiàn)為剩余負債能力，即企業(yè)通過實施低負債政策獲得持續(xù)可觀的未使用的借款能力[13]。當企業(yè)實際負債率低于正常值時即具有剩余負債能力，反之則無。由于低負債政策而儲備的剩余負債能力為企業(yè)提供了債務柔性，它成為財務柔性的外部來源。企業(yè)可利用這種財務柔性來滿足未來可能發(fā)生的投資、并購及回購等行為導致的融資需求[18]。Minton等首先關注到保持較低的負債率(低于20%)是美國上市公司比較普遍的現(xiàn)象[18]。Clark對此的解釋是，傳統(tǒng)的權衡理論只著眼于單期靜態(tài)融資決策，若從長遠角度出發(fā)，CFO們會采用比權衡理論預測值低的負債率，以儲備剩余負債能力[19]。也就是說，傳統(tǒng)權衡理論忽略了事后不能發(fā)行債務的機會成本，過于強調當前債務的均衡水平，卻忽略了低負債率會為未來借貸提供選擇權，因而低負債是企業(yè)最優(yōu)資本結構決策。而且，當企業(yè)因實施低負債政策而獲得剩余負債能力后，能為市場傳遞一種“財務狀況良好”的信號，從而在未來面臨較好的投資機遇時，能相對容易地進行債務融資，減弱由于融資約束而導致的投資不足。

據(jù)此，提出以下假設：

假設3：債務柔性對自由現(xiàn)金流與投資不足間的關系有顯著的正向調節(jié)作用，即剩余負債能力越大，自由現(xiàn)金流對投資不足的約束作用就越強。

4. 短期債務水平對自由現(xiàn)金流與投資不足間關系的影響

進一步，企業(yè)資本結構的差異不僅表現(xiàn)為總體債務水平的高低，還包括了不同的期限結構和來源結構[20]。企業(yè)債務有長短之分，相對于長期債務而言，短期債務水平對企業(yè)流動性的約束更強，而短期銀行借款和商業(yè)信用是兩類主要的短期債務來源。與剩余負債能力的定義相對應，分別定義剩余短期銀行借款能力和剩余商業(yè)信用能力，前者是指企業(yè)實際短期銀行借款率低于正常值，反之則無；后者是指企業(yè)實際商業(yè)信用率低于正常值，反之則無。在上述分析基礎上，進一步研究剩余短期銀行借款能力和剩余商業(yè)信用能力對自由現(xiàn)金流與投資不足間關系影響的差異性。

短期銀行借款與商業(yè)信用的作用機理存在較大差別。短期銀行借款屬于真正意義的企業(yè)融資行為，是指企業(yè)與銀行間通過建立短期的債務契約而形成的資金交易關系，它為企業(yè)提供了較強的流動性，能滿足企業(yè)在日常經(jīng)營活動和投資活動產(chǎn)生的資金需求，做出投資決策時，銀行信貸往往成為企業(yè)首先考慮的債務資金來源[21]。因此，當企業(yè)具有剩余短期銀行借款能力時，就擁有了在未來繼續(xù)獲得短期銀行借款滿足經(jīng)營和投資活動所需資金的能力，企業(yè)所面臨的融資約束和流動性缺乏程度均會緩解，從而有利于增強自由現(xiàn)金流對投資不足的約束作用。商業(yè)信用不屬于真正意義的企業(yè)融資行為，是企業(yè)間由于短期業(yè)務往來而發(fā)生的，以延期付款等形式表現(xiàn)的信用交易關系。作為上下游企業(yè)間正常的交易安排，商業(yè)信用所涉及的應付票據(jù)、應付賬款和預收賬款，往往與特定的生產(chǎn)經(jīng)營及銷售行為相聯(lián)系，期限短，對資金用途的制約性強。商業(yè)信用很難用于長期投資項目，對企業(yè)非效率投資行為的約束力也較小[21]。因此，即使企業(yè)具有剩余商業(yè)信用能力，也難以通過增加商業(yè)信用的方式為投資活動繼續(xù)融資，進而無法對自由現(xiàn)金流對投資不足的約束作用產(chǎn)生顯著影響。

據(jù)此，提出以下假設：

假設4：企業(yè)剩余短期銀行借款能力對自由現(xiàn)金流與投資不足間的關系有明顯的正向調節(jié)作用，即剩余短期銀行借款能力越大，自由現(xiàn)金流對投資不足的約束作用就越強。

假設5：企業(yè)剩余商業(yè)信用能力對自由現(xiàn)金流與投資不足間的關系沒有顯著影響。

三、研究變量及其測度

1. 變量說明

本文涉及的所有變量的具體定義和計算方法見表1。

2. 數(shù)據(jù)篩選

選取2008—2013年滬深A股上市公司的數(shù)據(jù)作為初始研究樣本。由于若干變量的測量需要上一年的數(shù)據(jù)，因而在實際選擇樣本時，將樣本的時間跨度向前延展一年，即最終所選樣本的時間區(qū)間為2007—2013年。在剔除了ST、*ST、金融保險類、財務數(shù)據(jù)異常及缺失嚴重的公司數(shù)據(jù)后，最終得到1 303家公司的7 818個觀測值。數(shù)據(jù)來源于國泰安數(shù)據(jù)庫及Wind數(shù)據(jù)庫。

3. 變量測量

(1)投資不足

借鑒Richardson等[22-23]對企業(yè)投資行為的研究方法，用式(1)測度投資不足的程度：

Invit=θ0+θ1TobinQit-1+θ2Levit-1+θ3Cashit-1+

θ4Ageit-1+θ5Sizeit-1+θ6Returnit-1+

θ7Invit-1+∑Industry+∑Year+ξt

(1)

式(1)采用線性面板數(shù)據(jù)模型，霍斯曼檢驗的結果為P=0.000 0，所以應當使用固定效應模型，其回歸結果如表2所示：

表1　變量定義表

表2　式(1)的回歸結果

公司實際新增投資額和回歸模型得到的新增投資額間的差值，即為非效率投資的程度。具體而言，當殘差大于0時，非效率投資表現(xiàn)為過度投資；當殘差小于0時，非效率投資表現(xiàn)為投資不足。根據(jù)回歸結果，選擇投資不足的樣本，并對其取絕對值，得到投資不足的測量值|uInv|。

式(1)殘差的基本統(tǒng)計結果如表3所示。殘差等于0，即未發(fā)生非效率投資的觀測值只有14個，約占總樣本0.18%的比例；殘差大于0，即過度投資的觀測值有3 233個，約占總樣本41.35%；殘差小于0，即投資不足的觀測值有4 571個，約占總樣本58.47%。這說明，從總體樣本來看，我國上市公司中非效率投資的現(xiàn)象較為常見，未發(fā)生非效率投資的樣本極少。在非效率投資樣本中，投資不足現(xiàn)象比過度投資現(xiàn)象更為普遍(前者約為60%，后者約為40%)。

表3　式(1)殘差統(tǒng)計結果

殘差均值中位數(shù)最大值最小值觀測值比例/%ε=00000140.18ε>00.04730.03270.48590.0001323341.35ε<0-0.0335-0.0272-0.0001-0.6661457158.47

一方面，盛明泉等的研究也證實了此結論，并認為該結果與我國特殊的制度環(huán)境有關[24]。另一方面，Richardson[22]模型成立的重要前提在于，樣本公司整體投資行為較為正常，不存在系統(tǒng)性的投資不足或過度投資現(xiàn)象。表3中，58.47%和41.35%的樣本區(qū)分度較為合理，后續(xù)處理不會產(chǎn)生嚴重的系統(tǒng)性偏差。因此，殘差統(tǒng)計結果為實證分析提供了必要的前提。

(2)現(xiàn)金柔性

借鑒Opler等[16]的研究方法，用式(2)測度現(xiàn)金柔性，即超額現(xiàn)金持有水平：

Cashit=α0+α1Sizeit+α2Levit+α3NWCit+

α4Cfratioit+α5Capit+α6TobinQit+

α7Payerit+∑Industry+∑Year+δt

(2)

式(2)采用線性面板數(shù)據(jù)模型，霍斯曼檢驗的結果為P=0.000 0，所以應當使用固定效應模型，其回歸結果如表4所示：

表4　式(2)的回歸結果

變量系數(shù)標準差t值P值Size0.08960.02104.27000.0000Lev0.61570.09346.59000.0000NWC2.50330.069735.89000.0000Cfratio1.61010.084119.15000.0000Cap0.14270.15010.95000.3420TobinQ0.02840.00753.80000.0000Payer0.03210.01671.92000.0550常數(shù)項-4.57390.4415-10.36000.0000行業(yè)控制年度控制觀測值7818R2R2(within)=0.2455;R2(between)=0.2491;R2(overall)=0.2466Prob>chi20.0000

公司實際現(xiàn)金持有水平與回歸模型得到的現(xiàn)金持有水平擬合值間的差值，即為超額現(xiàn)金持有程度。具體而言，當殘差小于0時，公司未發(fā)生超額現(xiàn)金持有；當殘差大于0時，公司發(fā)生超額現(xiàn)金持有。當公司發(fā)生超額現(xiàn)金持有時，也就具備了現(xiàn)金柔性。根據(jù)表4的回歸結果，建立ducash變量，即當公司具有現(xiàn)金柔性時，ducash=1，否則為0。

(3)債務柔性

借鑒盛明泉等[24]的研究方法，用式(3)測度債務柔性，即剩余負債能力：

Levit=γ0+γ1Levit-1+γ2Indlevit+γ3TobinQit+

γ4Sizeit+γ5TANGit+γ6ROAit+γ7NDTit+

∑Industry+∑Year+μt

(3)

式(3)采用線性面板數(shù)據(jù)模型，霍斯曼檢驗的結果為P=0.000 0，所以應當使用固定效應模型，其回歸結果如表5所示：

表5　式(3)的回歸結果

變量系數(shù)標準差t值P值Levt-10.43520.009744.88000.0000Indlev0.21620.05384.02000.0000TobinQ0.00380.00103.72000.0000Size0.05030.002818.12000.0000TANG0.14510.010014.53000.0000ROA-0.49120.0152-32.25000.0000NDT-1.65560.1306-12.68000.0000常數(shù)項-0.93010.0660-14.10000.0000行業(yè)控制年度控制觀測值7818R2R2(within)=0.3889;R2(between)=0.7969;R2(overall)=0.7306Prob>chi20.0000

公司實際負債率與回歸模型得到的負債率擬合值間的差值即為剩余負債能力。具體而言，當殘差大于0時，說明公司實際負債率過高，公司不具有剩余負債能力；當殘差小于0時，說明公司實際負債率過低，公司具有剩余負債能力。當公司具有剩余負債能力時，也就具備了債務柔性。根據(jù)表5的回歸結果，建立dulev變量，即當公司具有債務柔性時，dulev=1，否則為0。

在式(3)的基礎上，進一步構造出剩余短期銀行借款能力和剩余商業(yè)信用能力的測量公式，分別用式(4)和式(5)來表示。

Sbdit=β0+β1Sbdit-1+β2IndSbdit+β3TobinQit+

β4Sizeit+β5TANGit+β6ROAit+β7NDTit+

∑Industry+∑Year+τt

(4)

CDit=λ0+λ1CDit-1+λ2IndCDit+λ3TobinQit+

λ4Sizeit+λ5TANGit+λ6ROAit+λ7NDTit+

∑Industry+∑Year+ωt

(5)

表6　式(4)的回歸結果

變量系數(shù)標準差t值P值Sbdt-10.36390.011033.21000.0000IndSbd0.39270.08194.79000.0000TobinQ0.00120.00091.45000.1480Size0.01040.00234.51000.0000TANG0.03800.00844.52000.0000ROA-0.16370.0129-12.73000.0000NDT-0.35390.1101-3.21000.0010常數(shù)項-0.18730.0517-3.62000.0000行業(yè)控制年度控制觀測值7818R2R2(within)=0.1926;R2(between)=0.8492;R2(overall)=0.6645Prob>chi20.0000

表7　式(5)的回歸結果

變量系數(shù)標準差t值P值CDt-10.37850.010934.84000.0000IndCD0.32850.07124.61000.0000TobinQ0.00020.00080.21000.8360Size0.01090.00215.26000.0000TANG0.06730.00758.96000.0000ROA-0.06330.0115-5.51000.0000NDT-0.64190.0983-6.53000.0000常數(shù)項-0.19090.0464-4.12000.0000行業(yè)控制年度控制觀測值7818R2R2(within)=0.1881;R2(between)=0.8342;R2(overall)=0.7249Prob>chi20.0000

式(4)和式(5)均采用線性面板數(shù)據(jù)模型，霍斯曼檢驗的結果為P=0.000 0，所以式(4)和式(5)均應當使用固定效應模型，其回歸結果分別如表6和表7所示：

公司實際短期銀行借款率與回歸模型得到的短期銀行借款率擬合值間的差值，即為剩余短期銀行借款能力。具體而言，當殘差大于0時，說明公司實際短期銀行借款率過高，公司不具有剩余短期銀行借款能力；當殘差小于0時，說明公司實際短期銀行借款率過低，公司具有剩余短期銀行借款能力。根據(jù)表6的回歸結果，建立dusbd變量。即當公司具有剩余短期銀行借款能力時，dusbd=1，否則為0。

同理，公司實際商業(yè)信用率與回歸模型得到的商業(yè)信用率擬合值間的差值，即為剩余商業(yè)信用能力。具體而言，當殘差大于0時，說明公司實際商業(yè)信用率過高，公司不具有剩余商業(yè)信用能力；當殘差小于0時，說明公司實際商業(yè)信用率過低，公司具有剩余商業(yè)信用能力。根據(jù)表7的回歸結果，建立ducd變量，即當公司具有剩余商業(yè)信用能力時，ducd=1，否則為0。

四、實證分析

1. 描述性統(tǒng)計

表8是樣本中各變量的描述性統(tǒng)計結果，結果顯示：第一，關于實際投資水平，其均值和中位數(shù)均為正，說明大部分樣本公司新增了投資活動；第二，關于現(xiàn)金持有水平，雖然現(xiàn)金持有水平的均值和中位數(shù)均為負，但通過式(2)的測度，依然可以提取出現(xiàn)金柔性值；第三，關于負債水平，其均值和中位數(shù)均略大于0.5，說明樣本公司負債水平較為合理，債務融資為主的傾向并不突出；第四，關于短期銀行借款水平和商業(yè)信用水平，其均值和中位數(shù)均位于0.1—0.2之間，說明大部分樣本公司都開展了短期銀行借款融資和商業(yè)信用融資，且各自在企業(yè)債務融資類型中均占據(jù)了一定的比重；第五，關于成長性、公司年齡等其他變量，當剔除極端值與財務數(shù)據(jù)異常值之后，各變量的取值均處于一個較為合理的范圍，即可繼續(xù)進行后續(xù)分析。

表8　描述性統(tǒng)計

變量均值中位數(shù)標準差最大值最小值Inv0.05100.03730.05940.5453-0.6477Cash-1.8616-1.83510.96382.0042-7.0997Lev0.50620.51620.19370.99580.0071Sbd0.13150.10660.11970.73180CD0.17670.14280.13180.79310TobinQ1.88011.46191.387827.62930Age12.0633134.7661241Size21.972721.82361.332728.482017.6633Return0.1583-0.04880.78146.9088-0.8693NWC0.12530.11950.23780.9590-0.8123Cfratio0.04730.04560.08600.7713-0.5853Cap0.05590.04040.05500.54530Payer0.569510.495210Indlev0.51800.49960.06990.78080.3222TANG0.44670.44190.18160.97090.0002ROA0.03550.03130.06920.5900-2.7463NDT0.02390.02040.01730.21710IndSbd0.11030.11970.03620.19550.0102IndCD0.15340.15100.05810.38940.0445

2. 回歸分析

將|uInv|作為被解釋變量，同時將FCF作為解釋變量，將ducash、dulev、dusbd和ducd作為調節(jié)變量，分別進行回歸分析。

如表9所示，模型一到模型五中FCF系數(shù)均為負，且高度顯著，說明當自由現(xiàn)金流量水平越高時，|uInv|越小，即投資不足程度越低。這表明，自由現(xiàn)金流水平對投資不足行為具有約束作用，即自由現(xiàn)金流水平越高，投資不足程度越低。假設1得到了驗證。

表9　回歸分析結果

變量|uInv|(uInv<0時)模型一模型二模型三模型四模型五FCF-0.0631***-0.1519***-0.0395***-0.0209***-0.0598***(0.0052)(0.0074)(0.0072)(0.0080)(0.0077)ducash·FCF-0.0206**(0.0097) dulev·FCF-0.0458***(0.0096)dusbd·FCF-0.0678***(0.0098)ducd·FCF-0.0058(0.0098)常數(shù)項0.0311***0.0311***0.0310***0.0315***0.0310***(0.0005)(0.0005)(0.0005)(0.0005)(0.0005)行業(yè)控制控制控制控制控制年度控制控制控制控制控制觀測值45714571457145714571R20.03100.03190.03580.04100.0310Prob>F0.00000.00000.00000.00000.0000

注：*、**和***分別指10%、5%和1%的顯著性水平。

模型二在模型一的基礎上，考察了現(xiàn)金柔性(ducash)的調節(jié)作用，交互項系數(shù)為負且高度顯著。這說明，與未發(fā)生超額現(xiàn)金持有的公司(ducash=0)相比，超額現(xiàn)金持有的公司(ducash=1)對應的投資不足程度更低。因此，現(xiàn)金柔性對自由現(xiàn)金流與投資不足間的關系有顯著的正向調節(jié)作用，即超額現(xiàn)金持有越多，自由現(xiàn)金流對投資不足的約束作用就越強。假設2得到了驗證。

模型三在模型一的基礎上，考察了債務柔性(dulev)的調節(jié)作用，交互項系數(shù)為負且高度顯著。這說明，與不具有剩余負債能力的公司(dulev=0)相比，具有剩余負債能力的公司(dulev=1)對應的投資不足程度更低。因此，債務柔性對自由現(xiàn)金流與投資不足間的關系有顯著的正向調節(jié)作用，即剩余負債能力越大，自由現(xiàn)金流對投資不足的約束作用就越強。假設3得到了驗證。

模型四在模型一的基礎上，考察了剩余短期銀行借款能力(dusbd)的調節(jié)作用，交互項系數(shù)為負且高度顯著。這說明，與不具有剩余短期銀行借款能力的公司(dusbd=0)相比，具有剩余短期銀行借款能力的公司(dusbd=1)對應的投資不足程度更低。因此，企業(yè)剩余短期銀行借款能力對自由現(xiàn)金流與投資不足間的關系有明顯的正向調節(jié)作用，即剩余短期銀行借款能力越大，自由現(xiàn)金流對投資不足的約束作用就越強。假設4得到了驗證。

模型五在模型一的基礎上，考察了剩余商業(yè)信用能力(ducd)的調節(jié)作用，交互項系數(shù)為負但并不顯著。這說明，與不具有剩余商業(yè)信用能力的公司(ducd=0)相比，具有剩余商業(yè)信用能力的公司(ducd=1)自由現(xiàn)金流對投資不足的約束作用并沒有顯著性增強。因此，企業(yè)剩余商業(yè)信用能力對自由現(xiàn)金流與投資不足間的關系沒有顯著影響。假設5得到了驗證。

3. 穩(wěn)健性檢驗

為了增強研究結論的可靠性，通過替換指標進行穩(wěn)健性檢驗。借鑒俞紅海等[25]的處理辦法，定義總投資(Itotal)為現(xiàn)金流量表中投資活動凈現(xiàn)金流量的相反數(shù)除以年度總資產(chǎn)，維持性投資(Im)為固定資產(chǎn)折舊與無形資產(chǎn)攤銷的總和除以年度總資產(chǎn)，新投資(Inew)即為總投資與維持性投資的差。在式(1)中，用Inew替代Inv進行回歸，當?shù)玫降臍埐?uInew)大于0時，非效率投資表現(xiàn)為過度投資，小于0時表現(xiàn)為投資不足。同理，提取投資不足的樣本，重復上文的分析。

如表10所示，各變量檢驗的結果與表9基本保持了一致。模型五中，交互項系數(shù)為負，在90%的置信水平上較為顯著。與表10中其他變量的系數(shù)均高度顯著的事實相比，剩余商業(yè)信用能力對自由現(xiàn)金流與投資不足間關系的調節(jié)作用相對較弱。綜上結果表明，本文構建的模型具有穩(wěn)健性。

表10　以|uInew|(uInew<0時)作為因變量的調節(jié)作用回歸結果

注：*、**和***分別指10%、5%和1%的顯著性水平。

五、研究結論及啟示

1. 研究結論

基于財務柔性理論，探討了財務柔性(包括現(xiàn)金柔性和債務柔性)對自由現(xiàn)金流與投資不足間關系的影響，并運用中國上市公司2008—2013年的樣本進行了實證分析。研究結果表明：第一，自由現(xiàn)金流水平對投資不足行為具有約束作用，即自由現(xiàn)金流水平越高，投資不足程度越低；第二，現(xiàn)金柔性對自由現(xiàn)金流與投資不足間的關系有顯著的正向調節(jié)作用，即超額現(xiàn)金持有越多，自由現(xiàn)金流對投資不足的約束作用就越強；第三，債務柔性對自由現(xiàn)金流與投資不足間的關系有顯著的正向調節(jié)作用，即剩余負債能力越大，自由現(xiàn)金流對投資不足的約束作用就越強；第四，企業(yè)剩余短期銀行借款能力對自由現(xiàn)金流與投資不足間的關系有明顯的正向調節(jié)作用，即剩余短期銀行借款能力越大，自由現(xiàn)金流對投資不足的約束作用就越強；第五，企業(yè)剩余商業(yè)信用能力對自由現(xiàn)金流與投資不足間的關系沒有顯著影響。

2. 實踐啟示

上述結論對于企業(yè)管理實踐的啟示體現(xiàn)在以下3方面：

首先，維持較高的自由現(xiàn)金流水平能減輕企業(yè)的投資不足程度。投資不足是企業(yè)非效率投資行為的重要表現(xiàn)之一，有損企業(yè)價值和眾多中小股東的利益。而維持較高的自由現(xiàn)金流水平，有助于企業(yè)擺脫因融資約束而遭遇的籌資困境，為企業(yè)投資活動提供充裕的資金支持，減少投資不足行為的發(fā)生。

其次，企業(yè)保持足夠的財務柔性(包括超額現(xiàn)金持有和剩余負債能力)，能有助于緩解由于融資約束導致的投資不足行為，從而對企業(yè)投資效率的提升產(chǎn)生積極意義。管理實踐中，財務柔性的主要作用在于滿足企業(yè)投資機遇對資金的需求，而投資的直接效應體現(xiàn)于對企業(yè)成長的驅動。因此，保持適量的財務柔性水平，對于企業(yè)開展正常的投資活動及持續(xù)健康發(fā)展，尤為重要。

最后，由于短期銀行借款能力與商業(yè)信用能力對緩解融資約束作用的機理有很大差別，因而保持足夠的剩余短期銀行借款能力，對于減少企業(yè)投資不足行為具有更顯著的意義。管理實踐中，企業(yè)為保持一定的剩余短期銀行借款能力，可以傾向于商業(yè)信用融資。當商業(yè)信用為企業(yè)投資活動提供足夠資金來源之后，為保持企業(yè)投資活動繼續(xù)順利開展，可以轉而發(fā)揮銀行借款的融資方式?？傊髽I(yè)可以根據(jù)實際投融資狀況，在短期銀行借款和商業(yè)信用兩種融資來源上進行權衡取舍。

[1] 羅紅霞.提高我國上市企業(yè)投資效率的策略[N].光明日報，2014-04-07(05).

[2] 張功富,宋獻中.我國上市公司投資：過度還是不足?基于滬深工業(yè)類上市公司非效率投資的實證度量[J].會計研究,2009 (5): 69-77.

[3] 李春紅,王苑萍,鄭志丹.雙重委托代理對上市公司過度投資的影響路徑分析：基于異質性雙邊隨機邊界模型[J].中國管理科學, 2014, 22(11): 131-139.

[4] 周偉賢.投資過度還是投資不足：基于A股上市公司的經(jīng)驗證據(jù)[J].中國工業(yè)經(jīng)濟,2010 (9): 151-160.

[5] MEHTA M A M. Myth vs. Fact：influence of financial leverage on shareholder’s return (an empirical study of sugar sector of Pakistan from year 2005-2010)[J]. Journal of Finance, 2014, 2(2): 105-114.

[6] 王治,張皎潔,鄭琦.內(nèi)部控制質量, 產(chǎn)權性質與企業(yè)非效率投資：基于我國上市公司面板數(shù)據(jù)的實證研究[J].管理評論, 2015, 27(9): 95-107.

[7] BYOUN S.Financial flexibility and capital structure decision[D].Texas：Baylor University,2011.

[8] BONAIME A A,HANKINS K W, HARFORD J.Financial flexibility, risk management, and payout choice[J].Review of Financial Studies, 2012,27(4):1074-1110.

[9] 董理,茅寧.超額現(xiàn)金持有,管理決斷權與投資扭曲：財務柔性視角下剩余負債能力的影響效應研究[J].當代經(jīng)濟科學, 2016, 38(2): 94-102.

[10] 張敦力,石宗輝,鄭曉紅.自由現(xiàn)金流量理論發(fā)展的路徑,挑戰(zhàn)與機遇[J].會計研究,2014(11): 61-66.

[11] MYERS S C,MAJLUF N S.Corporate financing and investment decisions when firms have information that investors do not have[J]. Journal of Financial Economics, 1984,13(2): 187-221.

[12] 連玉君,彭方平,蘇治.融資約束與流動性管理行為[J].金融研究,2010(10):158-171.

[13] FAZZAR S M,HUBBARD R G,PETERSEN B C,et al. Financing constraints and corporate investment[J].Brookings Papers on Economic Activity,1988(1): 141-206.

[14] CABAN D.Agency costs and accounting quality within an all-equity[J].Journal of Finance,2015,55(1):81-105.

[15] ARSLAN A ?,FLORACKIS C,OZKAN A.Financial flexibility,corporate investment and performance: evidence from financial crises[J].Review of Quantitative Finance and Accounting, 2014, 42(2): 211-250.

[16] OPLER T,PINKOWITZ L,STULZ R,et al.The determinants and implications of corporate cash holdings[J].Journal of Financial Economics, 1999, 52(1): 3-46.

[17] 顧乃康,萬小勇,陳輝.財務彈性與企業(yè)投資的關系研究[J].管理評論,2011,23(6): 115-121.

[18] MINTON B A,WRUCK K H.Financial conservatism: evidence on capital structure from low leverage firms[J].Minton and Wruck,2001(7):1-41.

[19] CLARK B J.The impact of financial flexibility on capital structure decisions:some empirical evidence[J]. Social

Science Electronic Publishing,2010(3):171-206.

[20] 胡建雄,茅寧.國外資本結構調整研究述評及展望[J].外國經(jīng)濟與管理,2014,36(8): 62-72.

[21] 朱磊,潘愛玲.負債對企業(yè)非效率投資行為影響的實證研究：來自中國制造業(yè)上市公司的面板數(shù)據(jù)[J].經(jīng)濟與管理研究, 2009(2): 52-59.

[22] RICHARDSON S.Over-investment of free cash flow[J].Review of Accounting Studies, 2006,11(2-3): 159-189.

[23] 張會麗,陸正飛.現(xiàn)金分布,公司治理與過度投資：基于我國上市公司及其子公司的現(xiàn)金持有狀況的考察[J].管理世界, 2012(3): 141-150.

[24] 盛明泉,張敏,馬黎珺,等.國有產(chǎn)權,預算軟約束與資本結構動態(tài)調整[J].管理世界,2012(3):151-157.

[25] 俞紅海,徐龍炳,陳百助.終極控股股東控制權與自由現(xiàn)金流過度投資[J].經(jīng)濟研究,2010(8):103-114.

(責任編輯:高虹)

10.3876/j.issn.1671-4970.2016.04.010

2016-04-15

國家自然科學基金面上項目(71472091)；國家自然科學基金青年項目(71102025)；江蘇省2015年度普通高校研究生科研創(chuàng)新計劃項目(KYLX15_0006)

殷錢茜(1991—)，女，江蘇南京人，博士研究生，從事企業(yè)管理研究。

F275

A

1671-4970(2016)04-0049-09