李 燕,安 燁，李默夫

(1.東北師范大學(xué) 商學(xué)院，吉林 長春 130117； 2.中信地產(chǎn)長春有限公司，吉林 長春 130117)

一、引 言

財務(wù)彈性(financial flexibility)亦譯作財務(wù)柔性，是一種低成本獲得融資的能力(Gamba和Triantis，2008)。[1]它反映了企業(yè)財務(wù)實力應(yīng)對無法預(yù)見的內(nèi)外環(huán)境變化的適應(yīng)程度和調(diào)整余地，是衡量企業(yè)財務(wù)狀況的一種綜合指標(Denis與McKeon，2012；董理、茅寧，2013)。[2，3]財務(wù)彈性的大小體現(xiàn)了企業(yè)融資約束的程度，進而影響企業(yè)投資所需的資金來源與資金成本。較高的財務(wù)彈性說明企業(yè)擁有較好的財務(wù)狀況，在出現(xiàn)有利的投資機會時，可以有效地籌集資金進行投資，增加企業(yè)的價值。缺乏財務(wù)彈性的企業(yè)面臨著較高的融資約束，付出更高的籌資成本，容易造成投資機會喪失，面臨投資扭曲的危險(DeAngelo和DeAngelo,2007)。[4]

財務(wù)彈性主要來源于未動用的負債能力和企業(yè)所持有的現(xiàn)金儲量。其中，現(xiàn)金儲量是財務(wù)彈性的首要來源(DeAngelo和DeAngelo,2007; DeAngelo、DeAngelo和Whited,2011)。[4，5]然而具有財務(wù)彈性的企業(yè)的投資不一定是有效率的。財務(wù)彈性高，一方面，說明企業(yè)能夠按照既定的計劃穩(wěn)步實施投資，或者更加靈活地應(yīng)對預(yù)期之外的投資機會，實現(xiàn)企業(yè)有效率的投資；另一方面，由于代理成本的存在，較高的財務(wù)彈性也很可能使得企業(yè)進行非效率投資。比如，在企業(yè)財務(wù)彈性較高的情況下，如果管理層可以從新的投資項目中獲得較高的私人收益，那么管理層在資源分配時就有可能向該項目傾斜，導(dǎo)致管理層為謀取私利而使企業(yè)過度投資(Matsusaka與Nanda,2002; Stein,2003)。[6，7]

那么，財務(wù)彈性是如何影響企業(yè)非效率投資的呢？已有的研究發(fā)現(xiàn)，信息不對稱和代理沖突是影響企業(yè)投資效率的重要因素(Jensen與Meckling,1976; Myers與Majluf,1984)。[8，9]信息不對稱所導(dǎo)致代理問題使得企業(yè)的經(jīng)理人進行逆向選擇和面臨道德風(fēng)險，即委托人和代理人的利益不一致，使企業(yè)的投資決策可能會偏離企業(yè)價值最大化的目標，導(dǎo)致企業(yè)投資效率降低，甚至發(fā)生非效率投資。財務(wù)彈性理論則認為，信息的不對稱使得企業(yè)外源融資成本高于內(nèi)源融資成本，企業(yè)在進行融資時會按優(yōu)序融資理論首先進行內(nèi)源融資，而過度的內(nèi)源融資使企業(yè)內(nèi)部現(xiàn)金超額持有，很有可能會提高代理成本；同樣，企業(yè)為保持較高的財務(wù)彈性而保留較多的負債能力，不積極負債進行投資活動，則喪失有利的投資機會。這兩種情況均會導(dǎo)致企業(yè)非效率投資。

本文從企業(yè)財務(wù)彈性角度出發(fā)，通過構(gòu)建財務(wù)彈性指數(shù)的方法，借鑒Richardson(2006)殘差模型[10]，并采用中國非金融上市公司2003～2013年數(shù)據(jù)，考察財務(wù)彈性對企業(yè)非效率投資的影響。實證結(jié)果表明，企業(yè)的財務(wù)彈性越大，企業(yè)越傾向于進行非效率投資。在區(qū)分投資過度和投資不足之后發(fā)現(xiàn)，一方面，較高的財務(wù)彈性會加劇企業(yè)的過度投資行為；另一方面，較高的財務(wù)彈性也會使得企業(yè)投資不足。并且財務(wù)彈性越大的企業(yè)越傾向于過度投資。

二、理論分析與研究假說

企業(yè)的非效率投資主要表現(xiàn)為投資過度和投資不足。Myers和Maijluf(1984)認為投資不足是指企業(yè)放棄凈現(xiàn)值為正的項目。[9]Jensen(1986)以股東和管理者存在非對稱信息為前提，認為過度投資是指企業(yè)投資于凈現(xiàn)值為負的項目。[11]綜上，非效率投資通常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異化行為。

已有的許多研究從委托代理理論和信息不對稱理論出發(fā)，著力探索企業(yè)非效率投資的原因。Jensen和Meckling(1976)認為，在負債率較大的情況下，股東和經(jīng)理將具有強烈動機去從事機會主義投資。如果投資成功，他們將獲得大部分收益；而如果他們失敗，則債權(quán)人將承擔(dān)大部分成本，這將導(dǎo)致企業(yè)投資過度。[8]他們的研究表明，企業(yè)即使在高杠桿的情況下，仍然會用債權(quán)人的資金去從事凈現(xiàn)值為負的投資。但在隨后的研究中可以看出，債權(quán)人并非總是坐以待斃。Myers和Majluf(1984)指出，資本市場的信息不對稱會導(dǎo)致道德風(fēng)險和逆向選擇，為此，資金提供者往往會通過提高利率、信用配置或增加限制條款等手段，使企業(yè)面臨融資約束，導(dǎo)致外部融資的成本一般會高于內(nèi)部融資，這往往引發(fā)投資不足。[9]與Modigliani和Miller(1958)的完美市場假設(shè)不同[12]，F(xiàn)azzari 等(1988)認為，由于信息不對稱會增加市場摩擦, 影響企業(yè)外部融資的成本, 對自身經(jīng)營現(xiàn)金流高度依賴，此時由于受到流動性約束，導(dǎo)致企業(yè)投資不足。[13]另一方面，經(jīng)理人任期的有限性與股東持股期的無限性之間的矛盾所帶來的代理問題將變得更加嚴重，如臨近退休的經(jīng)理人員可能會承受研發(fā)費的成本而未能享受其所帶來的利益，這時即使企業(yè)有財務(wù)能力進行相應(yīng)投資，經(jīng)理人員仍然會減少相應(yīng)投資，導(dǎo)致投資不足(Dechow和Sloan，1991；Murphy和Zimmerman，1993)。[14，15]Stein(2003)、Grenadier和Wang(2005)研究指出，經(jīng)理人在擁有私人收益時，其投資行為與成長機會之間的關(guān)系并不密切，經(jīng)理人進行資源的分配時就會向該項目傾斜，可能投資于非價值最大化的項目，導(dǎo)致過度投資。[7，16]

既然代理問題是引發(fā)企業(yè)非效率投資的一個重要因素，那么企業(yè)的財務(wù)彈性是如何通過這個途徑來影響企業(yè)的投資效率的呢？正如引言中所言，財務(wù)彈性作為反映企業(yè)財務(wù)狀況的綜合指標，體現(xiàn)了企業(yè)以較低的成本獲得資源或抓住預(yù)期外投資機會的能力，并且財務(wù)彈性主要來源于現(xiàn)金持有和未動用的負債能力。由于信息不對稱，企業(yè)為保持財務(wù)彈性而大量持有現(xiàn)金將導(dǎo)致代理問題愈發(fā)嚴重，大大增加了現(xiàn)金的持有成本，降低企業(yè)的投資效率。Richardson(2006)的研究就很好地證明了這一點。他通過構(gòu)建殘差模型，檢驗了超額持有現(xiàn)金與過度投資存在正相關(guān)關(guān)系。[10]張功富、宋獻中(2007)通過對自由現(xiàn)金流量與企業(yè)過度投資關(guān)系的考察發(fā)現(xiàn)，過度投資顯著地集中在擁有自由現(xiàn)金流量的企業(yè)當(dāng)中。[17]徐曉東和張?zhí)煳?2009)認為，企業(yè)自由現(xiàn)金流量越大、代理問題越嚴重的企業(yè)，過度投資的情況也就越嚴重。[18]王彥超(2009)認為，存在超額持有現(xiàn)金的情況下，融資無約束的企業(yè)容易發(fā)生過度投資，而融資受到約束的企業(yè)，過度投資的傾向不明顯。[19]楊興全等(2010)的實證研究結(jié)論也顯示，我國上市公司現(xiàn)金的超額持有會導(dǎo)致公司過度投資行為的發(fā)生。[20]另一方面，企業(yè)出于預(yù)防性動機，為保持財務(wù)彈性而儲存較多的負債能力，管理層安于現(xiàn)狀，在必要的時候沒有足夠多的債務(wù)資金及時進行投資，導(dǎo)致企業(yè)錯失投資良機。Marchica和Mura(2010)認為，管理者更傾向于采取保守的負債策略以減少風(fēng)險(如破產(chǎn)風(fēng)險)來保住自己的職位或者減輕債務(wù)利息的支付壓力。他們還認為，低的財務(wù)杠桿和大量的投資是代理成本比較嚴重的征兆。[21]所以即使總體上企業(yè)的財務(wù)彈性較高，由于企業(yè)管理層掌握更多真實的信息，即信息不對稱，使得代理問題嚴重，企業(yè)也會發(fā)生投資異化行為，導(dǎo)致非效率投資。馬春愛(2011)從財務(wù)彈性的視角研究了中國上市公司的非效率投資問題，認為高財務(wù)彈性公司更容易出現(xiàn)投資過度問題，公司在財務(wù)彈性處于極高或極低水平時更經(jīng)常表現(xiàn)為投資不足，財務(wù)彈性對公司的非效率投資行為存在一定的制約作用。[22]

綜合上述分析，我們提出本文的研究假設(shè)：

在其他條件不變的情況下，財務(wù)彈性越大，企業(yè)的非效率投資行為越嚴重。

三、研究設(shè)計

(一) 樣本選擇

本文選取滬深A(yù)股非金融類上市企業(yè)2003～2013年的數(shù)據(jù)為樣本。之所以將樣本的初始時間選定為2003年，主要是因為只能搜集到從2003年以后的上市企業(yè)實際控制人的相關(guān)資料。本文剔除了被特別處理的企業(yè)(包括ST和PT等)；刪除了實際控制人無法判斷的樣本；為了防止兼并重組的影響，剔除了主營業(yè)務(wù)收入增長率大于100%的上市企業(yè)；此外，本文還刪除了數(shù)據(jù)不全的企業(yè)和資產(chǎn)負債率小于0和大于等于1的企業(yè)。最終得到2419家企業(yè)的16 341個樣本的非平衡面板數(shù)據(jù)。本文所使用的數(shù)據(jù)來自CSMAR財經(jīng)數(shù)據(jù)庫。為了控制極端值對回歸結(jié)果的影響，本文對公司樣本數(shù)據(jù)進行了區(qū)間(1%,99%)上的溫縮(winsorize)處理。數(shù)據(jù)分析主要使用stata11.0軟件完成。

(二)變量定義

1.自變量(財務(wù)彈性)

文本借鑒馬春愛(2011)[22]構(gòu)建財務(wù)彈性指數(shù)的思想和Arslan, Florackis和Ozkan(2014)[23]財務(wù)彈性指標的選取(表1)，采用主成分分析法構(gòu)建財務(wù)彈性指數(shù)(FF)。

表1 財務(wù)彈性指標

通過財務(wù)彈性指標間的相關(guān)系數(shù)矩陣發(fā)現(xiàn)大部分變量間的相關(guān)系數(shù)較高，適合進行主成分分析。通過保留特征值大于1的主成分，本文共提取五個主成分，共同解釋了原有變量的74%，對原有變量具有較好的解釋力，并分別采用五個主成分的方差貢獻率為權(quán)數(shù)，構(gòu)建出財務(wù)彈性指數(shù)FF。

2.因變量(非效率投資)

借鑒程新生等(2012)[24]的研究方法，根據(jù)Richardson(2006)的殘差模型[25]，在t時期公司的投資可以分為維持企業(yè)的正常運轉(zhuǎn)所必須進行的投資(即維持性投資)和對新增項目的投資。新增項目的投資可以進一步分解為對凈現(xiàn)值為正的項目的投資和異常的投資。公式如下：

ITOTAL，t=IMAINTENANCE,t+INEW,t

(1)

(2)

(3)

(4)

INEW,t=α+β1GROWTHt-1+β2LEVt-1+β3CASHt-1+β4AGEt-1+β5SIZEt-1+β6SRt-1+β7INEW,t-1+Year+Industry+εi,t

(5)

對模型(5)進行固定效應(yīng)回歸(回歸結(jié)果見表2)，得到各企業(yè)t年度的預(yù)期的資本投資額。然后用實際資本投資額減去預(yù)期的資本投資額，可得到企業(yè)未預(yù)期的資本投資額，即εi,t>0，說明投資過度；εi,t<0，則說明投資不足。若對εi,t取絕對值，并命名為INEINV，表示企業(yè)的非效率投資。由表2的結(jié)果可以看出，除了股票收益率(SRt-1)和企業(yè)上市年數(shù)(AGEt-1)的回歸系數(shù)不顯著，其余各變量的回歸符號均與預(yù)期顯著一致，說明模型(5)較好地擬合了本文的樣本。值得注意的是，與已有的研究結(jié)論不同，此處現(xiàn)金流量(CASHi,t-1)的回歸系數(shù)為負數(shù)，說明大量的現(xiàn)金持有很可能導(dǎo)致管理層產(chǎn)生逆向選擇和道德風(fēng)險，他們并未使用企業(yè)多余的資金積極進行投資，存在投資不足的可能。杠桿水平(LEVi,t-1)的回歸系數(shù)為正數(shù)，預(yù)示著企業(yè)的資產(chǎn)負債率越高，企業(yè)越愿意冒險占用債權(quán)人的資金進行大量投資，這二者均驗證了代理成本的存在，使得企業(yè)進行非效率的投資。另外，企業(yè)的成長機會的回歸系數(shù)也為負數(shù)，進一步驗證了企業(yè)在非效率的投資水平下，不能很好地抓住有利的投資機會。

表2 投資預(yù)測模型估計結(jié)果

注：***、**、*分別表示1%、5%、10%水平下顯著；表中省略了常數(shù)項、年度和行業(yè)虛擬變量的回歸結(jié)果。

3.控制變量

由于代理問題是影響企業(yè)投資的重要因素，本文選取了AC、OR和PAY來直接反映企業(yè)的代理問題。其中，AC等于管理費用除以總資產(chǎn)， OR等于其他應(yīng)收款除以總資產(chǎn)， PAY等于前三名高管薪酬的自然對數(shù)。

企業(yè)的治理質(zhì)量也是影響企業(yè)信息不對稱程度和代理問題的重要因素，所以本文選取獨立董事比例(INDD)和董事會規(guī)模(BSIZE)兩個指標來反映企業(yè)的治理質(zhì)量。其中，獨立董事比例(INDD)等于獨立董事人數(shù)除以董事總?cè)藬?shù)，董事會規(guī)模(BSIZE)等于董事總?cè)藬?shù)的自然對數(shù)。

本文也考慮了企業(yè)的產(chǎn)權(quán)性質(zhì)(CP)可能對企業(yè)投資效率產(chǎn)生的影響。借鑒程柯等(2012)的分類方法[25]，我們將國有企業(yè)、集體所有制企業(yè)、非企業(yè)單位、國有機構(gòu)、省和地區(qū)級政府所屬企業(yè)和自治組織劃分為國有性質(zhì)，取值為0，即CP=0。將企業(yè)經(jīng)營單位、民營企業(yè)、港澳臺資企業(yè)、外國企業(yè)、自然人、中國大陸公民和外國公民歸屬為民營性質(zhì)，取值為1，即CP=1。

另外，企業(yè)所在地的經(jīng)濟發(fā)展水平也是影響其投資效率的重要因素。為了控制地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展不平衡對投資效率帶來的影響，本文加入了地區(qū)虛擬變量(Province)。此外，本文還加入了企業(yè)規(guī)模和上市年數(shù)變量以及時間和行業(yè)虛擬變量。

(三) 實證模型

為了檢驗本文的研究假設(shè)，結(jié)合本文選定的變量，我們建立了如下實證模型：

INEINV=α0+α1FF+α2AC+α3OR+α4PAY+α5INDD+α6BSIZE+α7CP+α8SIZE+α9AGE+Year+Industry+Province+μi,t

(6)

其中，α0為常數(shù)項，α1～α9為回歸系數(shù)，μi,t為模型回歸殘差項。

另外，本文將非效率投資細分為投資過度(OI)和投資不足 (UI)兩種情況，進一步考察財務(wù)彈性大小對企業(yè)投資過度和投資不足的影響，構(gòu)建模型如下：

UIt=χ0+χ1FF+χ2AC+χ3OR+χ4PAY+χ5INDD+χ6BSIZE+χ7CP+χ8SIZE+χ9AGE+Year

+Industry+Province+λi,t

(8)

β0、χ0分別表示常數(shù)項，β1～β9、χ1～χ9分別表示回歸系數(shù)，ηi,t、λi,t分別表示模型回歸殘差。

四、實證檢驗結(jié)果及分析

(一) 描述性統(tǒng)計

表3列示了變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果。INEINV的均值為0.299，這說明平均而言，樣本公司的非效率投資額約為總資產(chǎn)的30%，非效率投資行為在我國上市企業(yè)中是比較嚴重的。其中，過度投資的樣本有9509個，遠遠大于投資不足樣本的3553個，并且投資過度企業(yè)的非效率投資情況更嚴重，約占企業(yè)總資產(chǎn)的43%。財務(wù)彈性指數(shù)(FF)的最大值和最小值分別為正數(shù)和負數(shù)，均值為接近0的正數(shù)，說明企業(yè)的財務(wù)彈性普遍較低。其他變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果與前人的研究大體一致。

表3 變量的描述性統(tǒng)計

(二)實證結(jié)果

表4列示了研究假設(shè)的最小二乘法回歸結(jié)果。被解釋變量按照非效率投資、投資過度和投資不足排列，分別為表4的三個部分。其中第一部分，在1%的顯著性水平下，總體上非效率投資(INEINV)的回歸系數(shù)為0.185，即財務(wù)彈性指數(shù)每上升一個單位，非效率投資上升0.185個單位，這相當(dāng)于非效率投資平均值的62%(0.185/0.299)，說明財務(wù)彈性對企業(yè)非效率投資的影響不僅存在于統(tǒng)計意義上，其經(jīng)濟意義也十分顯著，財務(wù)彈性是影響企業(yè)非效率投資的一個十分重要的因素，并且較高的財務(wù)彈性會加劇企業(yè)的非效率投資。這一結(jié)論不僅驗證了本文的研究假設(shè)，也和馬春愛(2011)的研究結(jié)論一致。當(dāng)把非效率投資區(qū)分為投資過度和投資不足時，第二部分中，財務(wù)彈性的回歸系數(shù)為0.14，說明財務(wù)彈性與企業(yè)的過度投資存在十分顯著的正向聯(lián)動性，財務(wù)彈性越大，企業(yè)的過度投資行為越嚴重。從第三部分財務(wù)彈性的回歸結(jié)果還可以看出，財務(wù)彈性與企業(yè)的投資不足也存在明顯的正向關(guān)系，回歸系數(shù)為0.056，財務(wù)彈性對投資不足的影響力不到對投資過度影響力的一半。這一系列的回歸結(jié)果均驗證了財務(wù)彈性越大，企業(yè)的非效率投資行為越嚴重，企業(yè)的財務(wù)彈性既使得企業(yè)投資過度又會造成企業(yè)投資不足，而且財務(wù)彈性越大的企業(yè)越傾向于過度投資。事實上，財務(wù)彈性首要來源于企業(yè)的現(xiàn)金儲量，其次來源于未動用的負債能力。從財務(wù)彈性的主要來源可以看出，若企業(yè)的現(xiàn)金儲量較大，企業(yè)處于較寬裕的財務(wù)環(huán)境，這很可能產(chǎn)生代理問題，管理層出于增加自身的“政績”、獲得升遷機會等動機，很可能會擴大投資規(guī)模；除了正常性投資外，還將多余的資金投資于凈現(xiàn)值為負值的項目，導(dǎo)致投資過度。再則，若企業(yè)未動用的負債能力較多，管理者可能會安于現(xiàn)狀，并不利用企業(yè)財務(wù)杠桿較低的優(yōu)勢及時抓住有利的投資機會，增加企業(yè)價值，而是進行保守的投資決策，造成企業(yè)投資不足?？傮w上，投資過度的回歸系數(shù)遠遠大于投資不足的回歸系數(shù)，說明財務(wù)彈性越大，企業(yè)進行過度投資的傾向更為明顯。

表4 財務(wù)彈性對投資效率影響的實證檢驗結(jié)果

注：*** 、**、*分別表示1%、5%和10%水平顯著，括號內(nèi)的值為t值，為節(jié)約篇幅，表中未報告行業(yè)、年度和地區(qū)虛擬變量的回歸結(jié)果。

其他變量的回歸結(jié)果中，反映企業(yè)代理成本的管理費用(AC)、大股東占款比例(OR)和高管層薪酬(PAY)三個指標中，管理費用(AC)的回歸系數(shù)與大股東占款比例(OR)和高管層薪酬(PAY)的回歸系數(shù)相反，管理費用(AC)與非效率投資(INEINV)和投資過度(OI)顯著地負相關(guān)，與投資不足(UI)正相關(guān)但不顯著，說明企業(yè)管理費用的提高有效地改善了企業(yè)的非效率投資，尤其是減輕了企業(yè)的過度投資行為。大股東占款比例(OR)和高管層薪酬(PAY)與企業(yè)非效率投資(INEINV)存在顯著的正相關(guān)關(guān)系，說明大股東占款越多或者管理層薪酬越高，企業(yè)的非效率投資越嚴重，這說明較高的代理成本是造成企業(yè)非效率投資的重要原因。反映企業(yè)治理質(zhì)量的指標董事會規(guī)模(BSIZE)和獨立董事比例(INDD)，除了投資不足組變量董事會規(guī)模(BSIZE)以及非效率投資組的獨立董事比例(INDD)的回歸系數(shù)外，其他變量的回歸系數(shù)均十分顯著，且回歸系數(shù)方向一致，說明這兩個指標從不同的維度反映了企業(yè)的治理質(zhì)量對企業(yè)投資效率的影響程度。另外，企業(yè)規(guī)模(SIZE)與企業(yè)上市年限(AGE)均與企業(yè)的非效率投資(INEINV)存在負相關(guān)關(guān)系，企業(yè)的規(guī)模越大，決策過程越復(fù)雜，越可能導(dǎo)致非效率投資。企業(yè)上市越久，形成了固定的經(jīng)營范式，這反而越不利于企業(yè)靈活地進行投資決策。企業(yè)的產(chǎn)權(quán)性質(zhì)也與企業(yè)的投資效率存在正向的關(guān)系，這說明相對于國有企業(yè)，民營性質(zhì)企業(yè)的投資效率更高。

(三)穩(wěn)健性檢驗

對于研究假設(shè)的實證結(jié)果，我們進行了如下穩(wěn)健性測試：

1.由于2008年以來持續(xù)發(fā)酵的全球經(jīng)濟危機給我國許多企業(yè)也帶來了沖擊 ，對本文的研究結(jié)論很可能產(chǎn)生影響，所以我們剔除了2008～2013年的數(shù)據(jù)。未報告的回歸結(jié)果顯示，變量財務(wù)彈性的回歸結(jié)果和表4的結(jié)果一致，總體非效率投資、投資過度與投資不足的回歸系數(shù)分別為0.109、0.035和0.054，并且回歸系數(shù)均在1%的水平上顯著(t值分別為7.99、2.73和3.97)。

2.為了進一步減弱模型設(shè)定可能產(chǎn)生的偏誤，我們將財務(wù)彈性與均值進行比較。如果某年企業(yè)的財務(wù)彈性高于均值，則將其劃分為具有較高財務(wù)彈性的企業(yè)；若低于均值，則將其劃分為低財務(wù)彈性的企業(yè)。該方法的特點是可以從絕對的財務(wù)彈性水平角度來識別企業(yè)財務(wù)彈性的高低。未報告的回歸結(jié)果顯示，變量財務(wù)彈性的回歸結(jié)果和表4的結(jié)果一致，總體非效率投資、投資過度與投資不足的回歸系數(shù)分別為0.140、0.103和0.021，并且前二者的回歸系數(shù)均在1%的水平上顯著，投資不足的回歸系數(shù)在5%的水平上顯著(t值分別為20.21、17.87和1.97)。這說明模型設(shè)定的偏誤對實證結(jié)果的影響不明顯。

五、結(jié)論與局限

本文從財務(wù)彈性角度出發(fā)，運用主成分分析法構(gòu)建財務(wù)彈性指數(shù)對財務(wù)彈性進行度量，借鑒Richardson殘差模型來度量企業(yè)的非效率投資情況，并選取2003～2013年間滬深A(yù)股非金融類上市企業(yè)的非平衡面板數(shù)據(jù)為樣本，研究了財務(wù)彈性對企業(yè)非效率投資的影響。實證結(jié)果表明，企業(yè)的財務(wù)彈性會加劇企業(yè)的非效率投資行為。在區(qū)分投資過度和投資不足之后，我們發(fā)現(xiàn)，由于代理問題的存在，一方面，較高的財務(wù)彈性會誘使企業(yè)進行過度投資；另一方面，較高的財務(wù)彈性也會使得企業(yè)投資不足。并且財務(wù)彈性越大的企業(yè)越傾向于過度投資。

本文的探索有效地通過代理理論的橋梁，聯(lián)通了企業(yè)財務(wù)彈性和投資效率的研究，有助于企業(yè)利用自身的財務(wù)優(yōu)勢來優(yōu)化其投資效率，實現(xiàn)企業(yè)價值的最大化。以往的研究多認為，企業(yè)的財務(wù)彈性越大，對企業(yè)的經(jīng)營越有利。本文的結(jié)論則認為：從企業(yè)投資效率層面看，財務(wù)彈性越高，企業(yè)的非效率投資行為越嚴重。因為較高的財務(wù)彈性增加了企業(yè)的代理成本，導(dǎo)致企業(yè)的非效率投資的增加。我們的結(jié)論為企業(yè)保持適度的財務(wù)彈性和有效控制投資效率提供了參考和借鑒。

本文的研究也有不足之處：首先，在財務(wù)彈性的度量上，尚未形成統(tǒng)一的具有說服力的方法。本文選用杠桿水平和現(xiàn)金持有量等一系列反映企業(yè)財務(wù)彈性的指標，運用主成分分析法構(gòu)建財務(wù)彈性指數(shù)對企業(yè)財務(wù)彈性進行綜合度量，難免會有變量遺漏或原有變量信息的丟失，導(dǎo)致財務(wù)彈性度量結(jié)果可能不夠精確。未來的研究可以考慮進一步設(shè)計出更為精確的財務(wù)彈性度量方法。其次，本文在研究財務(wù)彈性對企業(yè)非效率投資的影響時，考慮了行業(yè)、時間和地區(qū)差異，但只是將這三者作為虛擬變量，進行粗線條的分析，沒有具體分析行業(yè)的競爭程度、行業(yè)的集中度和產(chǎn)品市場的技術(shù)因素，沒有具體研究金融危機之前、金融危機持續(xù)期間和金融危機有所緩解后財務(wù)彈性對企業(yè)非效率投資影響的變化，也沒有具體考察地區(qū)間的市場化進程和經(jīng)濟發(fā)展差異對本文研究結(jié)論的影響。未來的研究應(yīng)該更加詳盡地探討行業(yè)、時間和地區(qū)差異對財務(wù)彈性影響企業(yè)非效率投資帶來的沖擊。

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