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[摘要]以中国制造行业的上市公司为样本，研究投资一现金流敏感性的影响因素结果表明：投资支出对现金流很敏感，以企业规模作为度量融资约束的变量，未能支持融资约束影响投资与现金流敏感性的观点，以股利支付率作为度量融资约束的变量，检验结果为融资约束越强，投资与现金流敏感性程度越高的观点提供了证据。投资一现金流敏感性主要是信息不对称引起的融资约束所致。
[关键词]投资与内部融资；融资约束；代理成本；信息不对称
[中图分类号]F830.59
[文献标识码]A
[文章编号]1003—3890(2007)06-0066—04
在理想的完美资本市场情况下，企业的融资来源与投资决策无关，然而，由于信息不对称、管理者的代理人问题，以及交易成本在资本市场上的存在，企业的投资决策不可能与企业的融资来源无关。自Fazzari et al(1988)开创性地研究内部融资与企业投资的关系以来，投资—现金流敏感性问题一直是国外研究的一个主要课题。国内学者在梳理国外文献的基础上，也开始研究中国上市公司投资—现金流敏感性问题，取得一定的成果，但没得出一致的结论，笔者在回顾文献的基础上，以中国制造行业的上市公司为样本，进一步验证投资一现金流敏感性的影响因素。
一、文献回顾
公司融资约束与投资一现金流敏感性之间的关系是国外学者近几年讨论的主要课题，在学术界形成两种截然相反的观点。由于资本市场的不完善性，外部融资成本与内部融资成本差异较大，即融资约束严重的企业，当内部资金发生不足时，会受到投资不足的严重影响。因此，融资约束越严重的企业，其投资一现金流敏感性就更高。国外学者主要通过选择股利支付率与企业规模作为反映融资约束的替代变量来实证研究融资约束对企业投资的影响程度。Fazzari et al(1988)以股利支付率作为衡量融资约束的变量，开创性地提出融资约束严重的企业更依赖于内部现金进行投资的观点之后，大量的文献运用不同的融资约束变量实证研究后发现，投资一现金流敏感性在融资约束性企业中更高(Calomiriset a1．，1995；Hoshi et a1．，1991；Houston and James,2001)。然而,Kaplan and Zingales(1997)运用Fazzariet al(1988)的样本研究发现，融资约束越弱的公司，其投资—现金流敏感性更高，与Fazzari et al(1988)的观点相反。Kadapakkam et al(1998)以企业规模为反映融资约束的变量，以OECD六国的公司为样本实证研究发现，大规模企业的投资—现金流敏感性大于小规模企业，Cleary(1999)。Allayannis(2004)的实证研究也进一步为融资约束弱的公司其投资一现金流敏感性更强的观点提供了证据。
企业投资一现金流敏感性还受企业经营者对自由现金随意决定权的影响。企业的经营者拥有企业的控制权而不完全拥有所有权时，管理者的代理人问题就会产生(Jensen and Meckling,1976)。企业经营者为了追求自身利益而具有利用自由现金扩大企业规模的动机(Jensen，1986)，当企业缺少净现值大于零的有价值的投资项目时，经营者扩大企业规模的动机与股东的利益相冲突。因此，经营者代理人问题的出现，意味着企业发展前景暗淡，或成长性较差的企业，由于经营者的代理人问题，企业投资与现金流具有正的显著的敏感性。
信息不对称也导致企业投资与现金流具有正敏感性的因素。由于不对称信息的存在，外部资金供应者对价格的折扣传递给管理层的信息却可能是证券价格被低估了(Myers and Mailuf，1984)。这样，管理层发现不发行证券可能更有利，就会相应地减少投资机会。信息不对称模型预测了当证券发行对信息敏感时，筹集外部资金的成本就会随着信息不对称的增加而增加，信息不对称阻碍了企业有价值的投资项目的实施，而发生投资不足。企业发展前景越好，或者成长性越好，信息不对称导致的投资不足问题越严重，因此，信息不对称严重的高成长性企业更依赖于内部融资，其投资与现金流具有正的敏感性。Vogt(1994)实证研究发现，股利支付较低的大规模企业，经营者代理人问题对投资一现金流敏感性的影响更显著；股利支付低的小规模企业中，信息不对称对投资一现金流敏感性的影响更明显。Degryse and Jong(2006)以荷兰公司为样本的实证研究发现，无论企业的发展前景好与坏，投资与现金流都有正的敏感性，然而，与托宾Q值高的公司相比，托宾Q值低的公司投资与现金流的敏感性更显著，说明经营者的代理人问题更具有解释力。
由于中国的经济与制度环境与国外有很大差别，国外的实证结论直接移植到国内缺乏说服力，国内一些学者结合中国特定的制度环境对中国上市公司的投资一现金流敏感性问题进行了研究，研究结果均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)。然而，不同于前期研究，连玉君和程建(2007)发现融资约束程度轻的公司反而表现出更强的投资—现金流敏感性。有鉴于此，笔者以中国制造行业的上市公司为样本，进一步检验与分析中国上市公司内部融资与企业投资之间的关系，是受制于信息不对称引起的融资约束还是代理成本所致，以期为中国上市公司的投资与融资行为提供经验证据与理论借鉴。
二、研究设计
(一)样本选择与数据来源
笔者选取2000年12月31日以前上市的制造行业公司为样本，以22001-2004年为研究窗口，为了保证数据的有效性，剔除了ST、PT公司，因为这些公司或者财务异常或者已亏损两年以上，流动性约束十分严重。另外，剔除所需数据缺失的公司，最后采用了1097家样本公司观测值。
研究的数据来源于国泰安信息技术有限公司提供的中国股票市场研究(CMSAR)数据库。
(二)研究模型与变量设计
根据相关研究文献，结合研究目的，设计如下基本模型进行回归：
其中：I为投资支出因变量，以固定资产投资占年初固定资产净值的比表示。CF为企业的净现金流量，表示企业的内部资金，系数B1表示投资与现金流的敏感性系数。Q为托宾Q值，以公司的市值与账面价值的比表示，其中公司的市场以非流通股与每股净资产的乘积与流通股的市场价值和负债的账面价值之和表示，Q值越高，意味着企业的发展前景越 好，投资水平与Q之间正相关。CS代表流动性存量资产，以年初的货币资金、应收票据、短期投资之和除以年初固定资产净值表示，流动性存量资本将帮助企业在不景气时熨平投资，且避免企业不得不以高成本获得外部资金，同时提供了一定的担保以满足一些债务条款的要求。SALE代表销售收入，以期初主营业务收入除以年初固定资产净值的比表示，如果公司的销售收入呈现增加的趋势，说明公司的产品或服务符合市场的需求，获得了市场的肯定，那么公司势必扩大投资规模，增加产品的供应量，从而获得更大的利润。因此，销售收入应该是企业投资的加速器。
为检验融资约束对投资一现金流敏感性影响的假设，还设计以下变量：(1)企业规模。规模越大的企业，融资渠道越多，融资成本也越低，由于小公司上市比较困难，他们的相关信息很难通过公开融资渠道获得，从而使得他们面临较严重的非对称信息问题。与大规模企业相比，小规模企业的融资约束较为严重。(2)股利支付率。高股利支付率的企业，可以通过降低股利支付率满足投资需要，同时高股利支付率向市场传递企业发展前景好的信号，因此，高股利支付率企业的融资约束相应较弱。
三、检验结果与分析
(一)投资一现金流敏感性是否受融资约束影响的检验
融资约束影响投资一现金流敏感性的检验结果如表1所示，模型1至模型3是全部观测样本的回归结果，投资与现金流的敏感性在模型1中显著正相关，Q与投资也正相关，并在10％的水平上显著，说明企业的成长性对投资具有一定的影响。模型2和模型3在模型1的基础上逐步加入滞后一期的CS与滞后一期SALE变量，以控制的流动性资产存量与销售收入对投资与现金流敏感性的影响，投资与现金流的敏感性在模型2和模型3中仍然在1％的水平上显著正相关，检验结果总体上支持了投资受企业内部资金影响的观点。
为进一步检验公司投资是否受到融资约束的影响，笔者采用企业规模和股利支付率作为度量公司融资约束的变量，首先分别按这两个变量将整个观测值由低到高排序，企业规模(股利支付率)小于第35个分位数时，观测样本为“小规模(低股利)企业组”，企业规模(股利支付率)大于第65个分位数时，观测样本为“大规模(高股利)企业组”。然后分别对分组后的子样本进行回归，回归结果如表1的模型4至模型7所示。投资与现金流的敏感性在小规模企业和大规模企业中都显著地正相关，但大规模企业中敏感性系数与显著性水平都略大于小规模企业，这一结果与Fazzari et al(1988)的观点不符，但与Kaplan and Zingales(1997)，KadapakkametM(1998)的实证结果相一致。投资与现金流的敏感性在低股利支付企业和高股利支付企业中都显著地正相关，但在低股利支付企业中的敏感性系数与显著性水平明显高于高股利支付企业，为融资约束程度与投资一现金流敏感性之间呈正相关的观点提供了证据，支持了Fazzari et al(1988)的观点。
(二)代理成本还是信息不对称假说的检验
根据前面的理论分析，发展前景好的企业，信息不对称与投资现金流的敏感性更相关，而代理人问题在发展前景暗淡的低成长企业中起更重要的影响。笔者以托宾Q值作为反映企业发展前景的变量，Q值越高，企业的发展前景越好。首先按公司的托宾Q值将整个观测值由低到高排序，托宾Q值小于第35个分位数时，观测样本为“低Q值企业组(LQ)”，托宾Q值大于等于第65个分位数时，观测样本为“高Q值企业组(HQ)”。表2的模型1是用LQ*CF和HQ*CF两个交叉变量替代CF变量进行回归的结果，当观测样本属于低Q值企业组时，LQ取值为1，否则取值为O；当观测样本属于高Q值企业组时HQ取值为1，否则取值为O，模型1中HQ*CF系数(0.291)大于LQ*CF的系数(0.134)，而且显著性水平(1％的水平)也高于LQ*CF的显著水平(5％)，说明信息不对称程度对企业投资现金流的敏感性起着更显著的影响。
为进一步分析信息不对称对投资现金流敏感性的影响，笔者借鉴Vogt(1994)的做法，在模型中加入Q*CF变量，如果Q*CF的系数为正，说明Q值越高的企业，具有更高的现金流系数，支持信息不对称假说，如果Q*CF的系数为负，说明低Q值的企业具有较高的现金流系数，又与代理人问题假说相一致。从表2中模型2的检验结果发现，Q*CF的系数显著为正，进一步支持了表2中模型1的结论。
四、结论
笔者以中国制造行业的上市公司为样本对投资一现金流敏感性问题研究发现，以企业规模作为度量融资约束的变量，未能支持融资约束影响投资一现金流敏感性的观点，然而，以股利支付率作为度量融资约束的变量，检验结果为融资约束越强，投资一现金流敏感性程度越高的观点提供了证据。笔者进一步以Q值作为反映企业发展前景的指标检验发现，信息不对称程度对企业投资一现金流敏感性起着更显著的影响，而代理成本对投资一现金流敏感性影响较弱。笔者的检验结果总体上支持了投资一现金流敏感性主要是信息不对称引起的融资约束所致的观点。
责任编辑：张增强
责任校对：学 诗
[关键词]投资与内部融资；融资约束；代理成本；信息不对称
[中图分类号]F830.59
[文献标识码]A
[文章编号]1003—3890(2007)06-0066—04
在理想的完美资本市场情况下，企业的融资来源与投资决策无关，然而，由于信息不对称、管理者的代理人问题，以及交易成本在资本市场上的存在，企业的投资决策不可能与企业的融资来源无关。自Fazzari et al(1988)开创性地研究内部融资与企业投资的关系以来，投资—现金流敏感性问题一直是国外研究的一个主要课题。国内学者在梳理国外文献的基础上，也开始研究中国上市公司投资—现金流敏感性问题，取得一定的成果，但没得出一致的结论，笔者在回顾文献的基础上，以中国制造行业的上市公司为样本，进一步验证投资一现金流敏感性的影响因素。
一、文献回顾
公司融资约束与投资一现金流敏感性之间的关系是国外学者近几年讨论的主要课题，在学术界形成两种截然相反的观点。由于资本市场的不完善性，外部融资成本与内部融资成本差异较大，即融资约束严重的企业，当内部资金发生不足时，会受到投资不足的严重影响。因此，融资约束越严重的企业，其投资一现金流敏感性就更高。国外学者主要通过选择股利支付率与企业规模作为反映融资约束的替代变量来实证研究融资约束对企业投资的影响程度。Fazzari et al(1988)以股利支付率作为衡量融资约束的变量，开创性地提出融资约束严重的企业更依赖于内部现金进行投资的观点之后，大量的文献运用不同的融资约束变量实证研究后发现，投资一现金流敏感性在融资约束性企业中更高(Calomiriset a1．，1995；Hoshi et a1．，1991；Houston and James,2001)。然而,Kaplan and Zingales(1997)运用Fazzariet al(1988)的样本研究发现，融资约束越弱的公司，其投资—现金流敏感性更高，与Fazzari et al(1988)的观点相反。Kadapakkam et al(1998)以企业规模为反映融资约束的变量，以OECD六国的公司为样本实证研究发现，大规模企业的投资—现金流敏感性大于小规模企业，Cleary(1999)。Allayannis(2004)的实证研究也进一步为融资约束弱的公司其投资一现金流敏感性更强的观点提供了证据。
企业投资一现金流敏感性还受企业经营者对自由现金随意决定权的影响。企业的经营者拥有企业的控制权而不完全拥有所有权时，管理者的代理人问题就会产生(Jensen and Meckling,1976)。企业经营者为了追求自身利益而具有利用自由现金扩大企业规模的动机(Jensen，1986)，当企业缺少净现值大于零的有价值的投资项目时，经营者扩大企业规模的动机与股东的利益相冲突。因此，经营者代理人问题的出现，意味着企业发展前景暗淡，或成长性较差的企业，由于经营者的代理人问题，企业投资与现金流具有正的显著的敏感性。
信息不对称也导致企业投资与现金流具有正敏感性的因素。由于不对称信息的存在，外部资金供应者对价格的折扣传递给管理层的信息却可能是证券价格被低估了(Myers and Mailuf，1984)。这样，管理层发现不发行证券可能更有利，就会相应地减少投资机会。信息不对称模型预测了当证券发行对信息敏感时，筹集外部资金的成本就会随着信息不对称的增加而增加，信息不对称阻碍了企业有价值的投资项目的实施，而发生投资不足。企业发展前景越好，或者成长性越好，信息不对称导致的投资不足问题越严重，因此，信息不对称严重的高成长性企业更依赖于内部融资，其投资与现金流具有正的敏感性。Vogt(1994)实证研究发现，股利支付较低的大规模企业，经营者代理人问题对投资一现金流敏感性的影响更显著；股利支付低的小规模企业中，信息不对称对投资一现金流敏感性的影响更明显。Degryse and Jong(2006)以荷兰公司为样本的实证研究发现，无论企业的发展前景好与坏，投资与现金流都有正的敏感性，然而，与托宾Q值高的公司相比，托宾Q值低的公司投资与现金流的敏感性更显著，说明经营者的代理人问题更具有解释力。
由于中国的经济与制度环境与国外有很大差别，国外的实证结论直接移植到国内缺乏说服力，国内一些学者结合中国特定的制度环境对中国上市公司的投资一现金流敏感性问题进行了研究，研究结果均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)。然而，不同于前期研究，连玉君和程建(2007)发现融资约束程度轻的公司反而表现出更强的投资—现金流敏感性。有鉴于此，笔者以中国制造行业的上市公司为样本，进一步检验与分析中国上市公司内部融资与企业投资之间的关系，是受制于信息不对称引起的融资约束还是代理成本所致，以期为中国上市公司的投资与融资行为提供经验证据与理论借鉴。
二、研究设计
(一)样本选择与数据来源
笔者选取2000年12月31日以前上市的制造行业公司为样本，以22001-2004年为研究窗口，为了保证数据的有效性，剔除了ST、PT公司，因为这些公司或者财务异常或者已亏损两年以上，流动性约束十分严重。另外，剔除所需数据缺失的公司，最后采用了1097家样本公司观测值。
研究的数据来源于国泰安信息技术有限公司提供的中国股票市场研究(CMSAR)数据库。
(二)研究模型与变量设计
根据相关研究文献，结合研究目的，设计如下基本模型进行回归：
其中：I为投资支出因变量，以固定资产投资占年初固定资产净值的比表示。CF为企业的净现金流量，表示企业的内部资金，系数B1表示投资与现金流的敏感性系数。Q为托宾Q值，以公司的市值与账面价值的比表示，其中公司的市场以非流通股与每股净资产的乘积与流通股的市场价值和负债的账面价值之和表示，Q值越高，意味着企业的发展前景越 好，投资水平与Q之间正相关。CS代表流动性存量资产，以年初的货币资金、应收票据、短期投资之和除以年初固定资产净值表示，流动性存量资本将帮助企业在不景气时熨平投资，且避免企业不得不以高成本获得外部资金，同时提供了一定的担保以满足一些债务条款的要求。SALE代表销售收入，以期初主营业务收入除以年初固定资产净值的比表示，如果公司的销售收入呈现增加的趋势，说明公司的产品或服务符合市场的需求，获得了市场的肯定，那么公司势必扩大投资规模，增加产品的供应量，从而获得更大的利润。因此，销售收入应该是企业投资的加速器。
为检验融资约束对投资一现金流敏感性影响的假设，还设计以下变量：(1)企业规模。规模越大的企业，融资渠道越多，融资成本也越低，由于小公司上市比较困难，他们的相关信息很难通过公开融资渠道获得，从而使得他们面临较严重的非对称信息问题。与大规模企业相比，小规模企业的融资约束较为严重。(2)股利支付率。高股利支付率的企业，可以通过降低股利支付率满足投资需要，同时高股利支付率向市场传递企业发展前景好的信号，因此，高股利支付率企业的融资约束相应较弱。
三、检验结果与分析
(一)投资一现金流敏感性是否受融资约束影响的检验
融资约束影响投资一现金流敏感性的检验结果如表1所示，模型1至模型3是全部观测样本的回归结果，投资与现金流的敏感性在模型1中显著正相关，Q与投资也正相关，并在10％的水平上显著，说明企业的成长性对投资具有一定的影响。模型2和模型3在模型1的基础上逐步加入滞后一期的CS与滞后一期SALE变量，以控制的流动性资产存量与销售收入对投资与现金流敏感性的影响，投资与现金流的敏感性在模型2和模型3中仍然在1％的水平上显著正相关，检验结果总体上支持了投资受企业内部资金影响的观点。
为进一步检验公司投资是否受到融资约束的影响，笔者采用企业规模和股利支付率作为度量公司融资约束的变量，首先分别按这两个变量将整个观测值由低到高排序，企业规模(股利支付率)小于第35个分位数时，观测样本为“小规模(低股利)企业组”，企业规模(股利支付率)大于第65个分位数时，观测样本为“大规模(高股利)企业组”。然后分别对分组后的子样本进行回归，回归结果如表1的模型4至模型7所示。投资与现金流的敏感性在小规模企业和大规模企业中都显著地正相关，但大规模企业中敏感性系数与显著性水平都略大于小规模企业，这一结果与Fazzari et al(1988)的观点不符，但与Kaplan and Zingales(1997)，KadapakkametM(1998)的实证结果相一致。投资与现金流的敏感性在低股利支付企业和高股利支付企业中都显著地正相关，但在低股利支付企业中的敏感性系数与显著性水平明显高于高股利支付企业，为融资约束程度与投资一现金流敏感性之间呈正相关的观点提供了证据，支持了Fazzari et al(1988)的观点。
(二)代理成本还是信息不对称假说的检验
根据前面的理论分析，发展前景好的企业，信息不对称与投资现金流的敏感性更相关，而代理人问题在发展前景暗淡的低成长企业中起更重要的影响。笔者以托宾Q值作为反映企业发展前景的变量，Q值越高，企业的发展前景越好。首先按公司的托宾Q值将整个观测值由低到高排序，托宾Q值小于第35个分位数时，观测样本为“低Q值企业组(LQ)”，托宾Q值大于等于第65个分位数时，观测样本为“高Q值企业组(HQ)”。表2的模型1是用LQ*CF和HQ*CF两个交叉变量替代CF变量进行回归的结果，当观测样本属于低Q值企业组时，LQ取值为1，否则取值为O；当观测样本属于高Q值企业组时HQ取值为1，否则取值为O，模型1中HQ*CF系数(0.291)大于LQ*CF的系数(0.134)，而且显著性水平(1％的水平)也高于LQ*CF的显著水平(5％)，说明信息不对称程度对企业投资现金流的敏感性起着更显著的影响。
为进一步分析信息不对称对投资现金流敏感性的影响，笔者借鉴Vogt(1994)的做法，在模型中加入Q*CF变量，如果Q*CF的系数为正，说明Q值越高的企业，具有更高的现金流系数，支持信息不对称假说，如果Q*CF的系数为负，说明低Q值的企业具有较高的现金流系数，又与代理人问题假说相一致。从表2中模型2的检验结果发现，Q*CF的系数显著为正，进一步支持了表2中模型1的结论。
四、结论
笔者以中国制造行业的上市公司为样本对投资一现金流敏感性问题研究发现，以企业规模作为度量融资约束的变量，未能支持融资约束影响投资一现金流敏感性的观点，然而，以股利支付率作为度量融资约束的变量，检验结果为融资约束越强，投资一现金流敏感性程度越高的观点提供了证据。笔者进一步以Q值作为反映企业发展前景的指标检验发现，信息不对称程度对企业投资一现金流敏感性起着更显著的影响，而代理成本对投资一现金流敏感性影响较弱。笔者的检验结果总体上支持了投资一现金流敏感性主要是信息不对称引起的融资约束所致的观点。
责任编辑：张增强
责任校对：学 诗