蔣惠鳳

內容摘要：Fazzari、Hubbard和Petersen（1988）提出了投資-現金流敏感度這個研究命題，融資約束與投資-現金流敏感度之間的聯(lián)系此后被學者們所熱衷，隨后延伸到投資效率問題。本文結合我國國情，選擇滬市A股制造業(yè)公司，構建研究模型，對融資約束、投資-現金流敏感度與投資效率之間關系進行研究。研究發(fā)現投資不僅受投資機會影響，與其內部現金流也密切相關，即投資-現金流敏感度存在。而且融資約束與投資-現金流敏感度正相關，無論融資約束程度是否相同，投資-現金流敏感度都存在，但投資-現金流敏感度在融資約束高時比低時大。研究還發(fā)現融資約束帶來的投資-現金流敏感度更容易導致過度投資。

關鍵詞：內部現金流 投資-現金流敏感度 融資約束 投資效率

中圖分類號：F270.3 文獻標識碼：A

引言

傳統(tǒng)財務理論認為，企業(yè)的投資行為與融資行為是相互獨立的，且企業(yè)的投資往往由其投資機會決定。有較多投資機會時，企業(yè)往往會擴大投資規(guī)模；當企業(yè)面臨較少投資機會時，縮減投資規(guī)模。即投資機會與投資支出正相關時，企業(yè)投資有效，反之則無效。但這種理論是建立在完美市場假設上的，現實的資本市場是不完美的，企業(yè)投資支出不僅局限于投資機會，也與內部現金流存在敏感關系，且與企業(yè)融資行為緊密相關。當企業(yè)為投資決策進行融資時，內外部融資成本不同，兩者的差異形成融資約束，投資資金不足時需要外部融資補充，融資約束會對現金流產生影響，從而影響投資支出，進一步影響投資效率。對此，本文基于我國的實際情況，研究融資約束、投資-現金流敏感度與投資效率之間的關聯(lián)性。

理論分析、文獻回顧與假設

融資約束假說和自由現金流量假說都能解釋投資-現金流敏感性。但兩者前提不同，融資約束假說前提是企業(yè)內部管理者與股東之間目標一致，管理者能夠代表股東利益并使其價值最大化，但企業(yè)管理者與外部資金提供者信息不對稱。自由現金流量假說前提是管理者和股東信息不對稱，且管理者和股東的目標存在差異。另外，兩種理論雖然均基于信息不對稱理論，但結論卻是完全相反的：投資不足或是過度投資，但是都強調了投資支出對于內部現金流的依賴性?；谝陨戏治?，本文提出假設1：

假設1：投資與其內部現金流密切相關，即投資-現金流敏感度存在，且隨著內部現金流的增減而相應增減。

由于信息不對稱，鑒于謹慎性原則，外部資金提供者往往低估企業(yè)價值，提高企業(yè)外部融資成本，隨著信息不對稱程度的加深，外部融資與內部融資成本差異隨之增加?？梢姡畔⒉粚ΨQ理論能夠解釋內外部融資成本差異，即融資約束的產生，也可以解釋產生融資約束現象與投資-現金流敏感度的原因。當內部融資充裕，不需要或較少需要外部融資時，缺乏對管理者的監(jiān)督和約束，投資完全依賴管理者偏好，所以代理成本理論也能很好解釋融資約束原因。就此本文提出假設2：

假設2：融資約束會產生投資-現金流敏感度，且當融資約束高時敏感度大于融資約束低時。

存在較低的或不存在融資約束時表明公司擁有充足的現金流進行投資，投資隨著現金流的增加而增加。但由于現金流充足的公司在做出投資決策時往往會盲目擴大而造成非效率投資；當公司面臨較高的融資約束時，優(yōu)序融資理論導致的逆向選擇使得企業(yè)內部現金流對投資支出起到重要影響，現金流的減少導致公司放棄了一些投資項目造成非效率投資，也會因為融資約束高信息極度不對稱，導致公司盲目選擇投資項目而造成非效率投資?；谝陨戏治?，本文提出假設3：

假設3：融資約束會導致公司投資效率降低，即非效率投資。

研究設計

（一）模型構建與變量定義

1988年Fazzari、Hubbard和Petersen在計算投資預測時，研究了融資約束程度與投資-現金流敏感性關系，將公司內部現金流、投資支出放入模型，即FHP模型。

其中投資支出和內部現金流分別用I、CF表示，同時為了避免公司規(guī)模對模型造成較大影響，用變量除以總資產消除偏差的影響。為投資機會函數，為內部現金流函數。若公司面臨融資約束，外部融資有困難，且投資機會不變，此時公司投資支出依賴于內部現金流，FHP模型中的系數為正時，證明投資-現金流敏感度存在。然而FHP模型不能區(qū)分公司投資效率，僅能說明投資支出與現金流之間的關系。

2006年學者Richardson在《自由現金流的過度投資》一文中對總投資進行了分解，分成維持正常運轉所需支出及新項目的投資，新項目投資又分解為凈現值為正、為負的兩種。新增項目投資回歸模型為：

其中Inew，it為新增資本投資，Inew，t-1為上期投資，反映投資習慣，模型中資產負債率、規(guī)模和公司年齡等為其他影響企業(yè)投資的重要因素。殘差ε表示公司的新增投資中的非預期投資。當ε>0時，表示公司存在過度投資行為；當ε<0時，表示公司存在投資不足的行為。所以可用Richardson模型判斷公司的投資是過度投資還是投資不足。

本文沿用郭強（2011）的研究方法，參考Richardson的研究方法，在FHP模型中添加相應變量構建了能夠同時檢驗投資-現金流敏感度以及區(qū)分非效率投資行為的模型。

式（3）相關變量定義及計算公式如表1所示。

（二）樣本選取與數據來源

本文樣本為滬市 A 股上市的制造業(yè)公司，研究區(qū)間為2012-2014年，數據來源國泰安和銳思數據庫。為了消除異常樣本的影響，按照如下原則進行了篩選整理：為了保證樣本的連續(xù)性，數據的完整性，剔除2011年以后新上市和退市的公司，新上市公司一般資金充裕，不存在嚴重的融資約束問題，對本文的研究造成一定的干擾，所以予以剔除；剔除ST和*ST的公司，剔除同時發(fā)行A股、B股或H股的上市公司；股權結構不同會對上市公司的投資行為產生影響，剔除股權結構發(fā)生變動，缺失和無法判斷的公司；剔除由于其他原因造成財務數據缺失，且無法手工收集的樣本。

實證結果與分析

（一）描述性結果分析

表2報告了全部樣本的主要變量描述性統(tǒng)計結果。不同公司的新增投資支出相差很大，說明我國上市公司投資能力相差較大。新增資本投資平均值0.0753，內部現金流均值0.0461，內部現金流的數量不足以應對公司的投資支出，說明總體上可能存在融資約束。投資機會均值2.2880，大于1，說明樣本公司可以考慮的投資機會較多?，F金存量均值0.1635，大于新增資本投資的均值0.0753，說明公司持有相對豐富的資金，可以考慮進行投資或繼續(xù)持有；公司規(guī)模的極小值為17.4673，極大值為26.4873，均值為21.9649，說明各公司之間的規(guī)模存在較大差異，有必要對指標分別除以期初總資產后再進入模型進行后續(xù)研究；資產負債率的均值為0.5左右，總體上可以說明樣本公司的資本結構較為合理；公司年齡的極小值為4，極大值為23，說明各公司上市時間相差比較大，均值為12.7945，總體上說明多數樣本公司上市較長；發(fā)展機遇的均值0.1290，大于0，公司未來存在一定成長的機會。

（二）總樣本回歸結果分析

為了驗證假設，本文對構建的模型進行回歸分析，通過總樣本回歸模型驗證投資支出與內部現金流之間的關系。然后根據樣本公司的投資效率進行分組，分成投資過度組和投資不足組，分析融資約束是否會影響投資-現金流敏感度以及對投資效率的影響?？倶颖净貧w結果如表3所示。

調整的擬合優(yōu)度R2為0.852，表示自變量能解釋因變量85.2%的信息，模型擬合效果較好。對模型整體回歸效果進行F檢驗，檢驗結果表明F值為719.806，對應的伴隨概率為0，說明模型通過F檢驗，所有自變量與因變量間具有線性關系。

內部現金流回歸系數是2.104，t值為77.031，在5%的顯著性水平上顯著正相關。說明內部現金流增加使得新增資本投資也增加。而且比較其他變量的回歸系數，內部現金流的回歸系數在通過檢驗的前提下數值是最大的，明確了模型中因變量受這個自變量的影響最大。分析結果支持假設1，投資-現金流敏感度存在于我國制造業(yè)上市公司中，投資支出受內部現金流影響嚴重，且投資支出隨著內部現金流的增減變動正向變動?，F金存量的回歸系數0.121，t值為1.911，在0.1的顯著性水平上顯著異于0，也通過了顯著性檢驗。相比內部現金流的決定性作用，現金存量與新增資本投資也存在一定的正相關關系，公司的投資一定程度上還需要現金存量的輔助。

（三）分組樣本回歸結果分析

為驗證假設2、3，首先根據Richardson模型計算出投資效率，進而對非效率投資進行分組，計算結果表明有748組的殘差ε>0，為投資過度組，有376組的殘差ε<0，為投資不足組。然后每組再根據融資約束程度進行分組，每一種非效率投資都要分成融資約束高和融資約束低兩組，一共四組。融資約束分組的衡量指標本文選擇利息保障倍數，因為利息保障倍數能夠明確反映公司的償債能力以及破產可能性，是投資者進行投資的重要參照。利息保障倍數越大，投資者就相信投資越安全，公司融資約束就減小，反之融資約束則增大。分成4組后繼續(xù)利用式（3）模型進行回歸分析，結果如表4所示。

通過表4中數據的對比分析可以得出以下結論：第一，在投資過度組中，內部現金流的回歸系數在融資約束程度高時是2.380，低時是1.305，都在5%的顯著性水平上正相關，通過顯著性檢驗。融資約束程度高時的回歸系數2.380，顯著大于融資約束低時的回歸系數1.305。第二，在投資不足組中，內部現金流的回歸系數在融資約束程度高時是0.503，低時是0.359，都在5%的顯著性水平上顯著正相關，通過顯著性檢驗。與投資過度組相同的是，融資約束高時的內部現金流回歸系數0.503，顯著高于融資約束低時的回歸系數0.359。從分析結果來看，可以論證融資約束與投資-現金流敏感度之間正相關，所以支持假設2，融資約束對投資-現金流敏感的變化有正向推動作用。融資約束高和低都會產生顯著的投資-現金流敏感度，敏感度在融資約束高時要比低時大。由于內部現金流的顯著正相關回歸系數在各自非效率投資分組中都是最大的，而它是隨著融資約束程度變化而明顯變化的，所以對于假設2的進一步理解就是融資約束是產生投資-現金流敏感度的重要原因之一。

在假設2成立的基礎上，投資-現金流敏感度可以作為融資約束程度的替代變量，利用這個結論論證假設3。

投資過度-融資約束高組的內部現金流的回歸系數為2.380，明顯高于投資不足-融資約束高組的內部現金流回歸系數0.503，可以說造成投資過度原因是融資約束高引起的投資-現金流敏感度。從融資約束的信息不對稱角度來解釋，公司內外部信息極度不對稱的情況下（融資約束高），公司不能準確及時獲取與投資項目相關的信息，公司為了實現價值最大化只能大量盲目的根據經驗或者市場平均水平進行投資，造成過度投資。投資過度-融資約束低組的內部現金流回歸系數為1.305，顯著大于投資不足-融資約束低組的內部現金流回歸系數0.359，所以導致投資過度的原因是融資約束低引起的投資-現金流敏感度。從自由現金流假說角度解釋，當公司的融資約束低時意味著公司較容易從外部籌集資金，公司擁有足夠的資金，而這些資金實際掌握在管理者手中，由于管理者的投資偏好或者缺乏約束監(jiān)督，會導致公司的投資過度。結果支持假設3：融資約束帶來的投資-現金流敏感度更容易導致過度投資。

研究結論

投資支出與其內部現金流密切相關，投資支出對現金流具有敏感性，公司的內部現金流的多寡直接影響著公司的投資規(guī)模，若公司希望持續(xù)擴大公司規(guī)模則需要有內部現金流的支持。

融資約束對投資-現金流敏感度有正向推動作用，無論融資約束程度是高還是低，投資-現金流敏感度都存在，融資約束高時的敏感度大于融資約束低時的敏感度。同時也論證了部分學者的投資與現金流敏感的動因說，融資約束是敏感關系產生的重要動因。因為融資約束程度制約著公司從外部可獲取資金量的數額規(guī)模，使得公司只能盡可能在內部有限的資金中進行投資，所以形成了敏感關系。而隨著融資約束的緩解，現金流增多，投資缺乏監(jiān)管，更容易造成投資規(guī)模的擴大，敏感關系還是存在。

融資約束帶來的投資-現金流敏感度更容易帶來過度投資。從融資約束高的信息不對稱和融資約束低自由現金流假說兩個角度都可以充分說明融資約束可能會導致公司的管理者由于信息不能及時獲取，或者主觀投資偏好，引起內部現金流與投資支出之間的敏感關系，致使產生過度投資這種非效率投資。

參考文獻：

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2.Scott Richardson. Over-investment of free cash flow[J].Review of Accounting Studies，2006（11）

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