金融發(fā)展對上市公司過度投資行為影響的效應研究

鄭州大學商學院 宋 霞 韓朋輝

金融發(fā)展對上市公司過度投資行為影響的效應研究

鄭州大學商學院 宋 霞 韓朋輝

本文針對我國上市公司非效率投資問題，結合外部治理環(huán)境中的金融發(fā)展現(xiàn)狀，以我國滬深A股上市公司2010-2014年數(shù)據(jù)為研究樣本，分析了金融發(fā)展與過度投資二者的關系。研究表明：整體上金融發(fā)展未能顯著抑制上市公司的過度投資行為；但是對于中央國有與地方國有上市企業(yè)而言，金融發(fā)展能夠抑制其過度投資行為；而對于民營企業(yè)，金融發(fā)展水平的提高加劇了過度投資程度；相對而言，外資企業(yè)雖然也受到金融發(fā)展水平的抑制影響，但結果并不顯著。研究此兩者之間關系的意義在于豐富了金融發(fā)展與過度投資關系的文獻，同時區(qū)分了不同類型企業(yè)金融發(fā)展與過度投資之間的關系，有利于理解金融發(fā)展對不同經(jīng)濟實體的影響。

金融發(fā)展 信息不對稱 過度投資

一、引言

過度投資是投資決策研究的永恒主題。自Jensen（1986）將過度投資界定為一種企業(yè)管理者將自由現(xiàn)金流投資于NPV為負項目的非效率投資行為以后，過度投資就成為了多數(shù)學者投資決策研究的“座上賓”。研究結果表明，企業(yè)過度投資不僅浪費了投資者投入資本，損害了企業(yè)價值，而且不利于全社會經(jīng)濟持續(xù)健康發(fā)展。統(tǒng)計數(shù)據(jù)顯示我國社會投資率（投資總額與國內(nèi)生產(chǎn)總值的比率）近年來持續(xù)走高，至2014年已達到80.5%。2010—2014年全社會固定資產(chǎn)投資增速雖有所下降，但是投資總額依然在以每年將近7萬億的速度增長（見表1）。在2016年5月29日召開的第五屆金融街論壇上，吳敬璉院士就表示過度投資已造成負面作用，投資回報遞減的規(guī)律充分顯現(xiàn)，且蘊藏系統(tǒng)風險。

過度投資危害企業(yè)資金安全，不利于社會資源配置。已有研究認為，緩解公司過度投資行為主要有以下方式：一是從公司治理角度，Jensen&Meckling（1976）認為有效的公司治理機制有利于緩解信息不對稱程度，從而有利于抑制過度投資行為；Richardson（2003）以及其在2006年發(fā)表的論文表明，獨立董事與過度投資存在負相關關系，這是因為獨立董事的監(jiān)督作用減少了代理成本，限制了管理層的盲目投資行為。二是從公司內(nèi)部現(xiàn)金流角度，Lang& Litzenberger（1989）運用分組實證，將樣本企業(yè)分為過度投資組與投資不足組，結果表明過度投資的公司增加股利會帶來積極的市場反應，且反應程度明顯大于投資不足的公司。以往研究大多數(shù)是從公司內(nèi)部治理角度進行的分析，主要考慮內(nèi)部環(huán)境對過度投資的影響，卻忽略了外部環(huán)境可能存在的積極作用。作為外部治理機制的重要構成，區(qū)域金融發(fā)展水平是否能夠影響上市公司的非效率投資行為？相對于民營企業(yè)而言，國有上市公司更容易受到政府干預的影響，金融發(fā)展對兩類企業(yè)過度投資行為的影響是否存在差異？

本文以滬深A股上市企業(yè)2010-2014年數(shù)據(jù)為研究樣本，借鑒Richardson（2006）研究成果，首先估算上市公司正常投資水平，依據(jù)模型殘差值為正的部分測算過度投資水平，然后建立固定效應模型檢驗金融發(fā)展與過度投資之間的關系。

二、理論分析與研究假設

信息不對稱理論認為股東與債權人之間利益沖突的根本原因是債權人與債務人之間的信息不一致所導致的。當企業(yè)存在較高的資產(chǎn)負債率時，其投資項目的選擇一定會著眼于高風險高回報的項目上，究其原因一方面若投資成功，則企業(yè)獲取高額報酬，緩解資金壓力，另一方面若投資失敗，股東只需承擔有限責任，債權人則需要蒙受巨額損失，因此信息不對稱理論成為了解釋公司過度投資的重要理論。

隨著資本市場的不斷完善，投資者與企業(yè)間的信息不對稱水平顯著下降，但是企業(yè)依然存在嚴重的非效率投資行為。Jensen（1986）提出管理者與股東之間的代理問題是導致兩者之間利益沖突的重要原因，這種沖突導致了公司的過度投資行為，同時其通過自由現(xiàn)金流理論解釋了公司過度投資行為產(chǎn)生的原因。參考已有文獻，學者們將代理沖突分為三個層面：一是管理層與股東之間的代理沖突，二是大股東與小股東之間的利益沖突，三是股東與債權人之間的利益沖突，這三類沖突貫穿公司全局，成為了解釋公司過度投資的重要理論依據(jù)。對于我國而言，多半上市公司由國有企業(yè)改制而來，其股權集中度較高，很可能存在大股東侵占小股東利益的行為；同時，國有上市公司經(jīng)理人大多數(shù)由政府任命，為了政治升遷目標，管理層將會不斷擴大企業(yè)規(guī)模，進行盲目投資，而不是考慮該項目現(xiàn)金流是否為正值；再者，國有上市企業(yè)更易獲取銀行資金支持，由于國家擔保，企業(yè)進行非效率投資的機率更大。而對于民營上市公司而言，治理層與所有者之間的利益沖突也成為了解釋過度投資的重要方面。

Rajan和Zingales（1998）認為，金融發(fā)展有利于降低信息不對稱程度以及緩解代理沖突，減輕上市公司面臨的融資約束，提高投資效率。在國有上市公司中，由于控股股東缺位以及管理層尋租行為的存在，金融發(fā)展將產(chǎn)生一定的監(jiān)督作用，其能夠形成對過度投資的抑制作用。對民營上市公司而言，無論存在哪一類代理沖突，金融發(fā)展固然能夠緩解其面臨的融資約束，但卻不能抑制過度投資行為。因此，本文提出如下假設：

假設：對于國有上市公司而言，金融發(fā)展能夠抑制其過度投資行為，而這一作用并不適用于民營企業(yè)

三、研究設計

（一）樣本選擇與數(shù)據(jù)來源 本文選取2010-2014年中國A股上市公司數(shù)據(jù)為初始研究樣本，按照以下標準對樣本進行了篩選：（1）剔除金融行業(yè)、ST、PT的公司樣本；（2）剔除當年2009年以后上市的公司；（3）剔除凈資產(chǎn)為負的上市公司；（4）刪除財務數(shù)據(jù)無法取得或缺失的上市公司；（5）刪除股權性質(zhì)發(fā)生變動的企業(yè)，最后得到5350個觀測值?？紤]到過度投資需要前一年的數(shù)據(jù)，因此本文實際收集樣本的時間為2009年—2014年。本文所使用的數(shù)據(jù)來自CSMAR與RESEET數(shù)據(jù)庫，金融發(fā)展數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》與《中國金融年鑒》?；貧w檢驗采用STATA 13.0軟件進行分析。

（二）模型構建與變量定義 借鑒Richardson（2008）研究成果，將企業(yè)新增投資支出分為兩部分，一部分是預期投資支出，另一部分是非預期投資支出，也就是實際投資支出與預期投資支出的差額。對模型（1）進行OLS回歸，以估計預期投資水平：

其中，因變量為第i個公司t年新增資本支出，分別代表i公司t-1年末的托賓Q值、資產(chǎn)負債率、現(xiàn)金持有水平、上市年限、公司規(guī)模、股票收益率以及對應的上一年資本支出。同時，本文設置了4個年度虛擬變量以及11個行業(yè)虛擬變量。

模型（1）的回歸殘差表示非效率投資水平，殘差越大，表明過度投資水平越高，其值越小，表明投資不足越嚴重。在估計出過度投資以后，考慮到數(shù)據(jù)的特殊性（非平衡面板數(shù)據(jù)），建立固定效應模型（2）來檢驗金融發(fā)展對過度投資的影響：

其中，因變量代表公司過度投資水平，代表i公司t年自由現(xiàn)金流量，根據(jù)Jensen（1986）的做法，自由現(xiàn)金流=經(jīng)營活動現(xiàn)金流量—固定資產(chǎn)折舊—無形資產(chǎn)攤銷—預期投資支出（模型（1）預測結果），代表金融發(fā)展水平。借鑒現(xiàn)有文獻，引入貸款比率、管理費用率、大股東占款作為控制變量，當然模型包括了年度虛擬變量。變量定義如表2所示。

表2 變量名稱、符號以及變量含義

四、實證分析

（一）預期投資模型的估計 表3報告了模型（1）的回歸結果。從表3回歸結果可以看出，托賓Q值對于投資沒有顯著影響，這可能與我國資本市場低效率有關。資產(chǎn)負債率越高，企業(yè)發(fā)生過度投資的概率越低，這表明債務治理在公司投資決策中起到了一定的作用，這與Richardson（2006）的結論相一致。股票收益率越高，企業(yè)新增投資支出越多，而企業(yè)規(guī)模則會顯著降低公司的投資支出水平，其他變量如現(xiàn)金持有水平、上市年限、上年實際支出水平等對投資支出的影響與現(xiàn)有研究結論保持一致。

表3 預期投資模型回歸結果

（二）描述性統(tǒng)計 表4報告了主要變量的描述性統(tǒng)計結果。從表4可以看出，過度投資的均值為0.053，發(fā)生過度投資的上市公司約占全部上市公司的41%，過度投資現(xiàn)象在我國依然普遍存在。一般來說，自由現(xiàn)金流的均值大于0，但FCF的均值為-0.005，這表明上市公司過度投資引起了企業(yè)自由現(xiàn)金流的短缺，而公司貸款約占總資產(chǎn)的26.6%，這也就說明公司過度投資的資金來源可能來自于銀行借款。金融發(fā)展水平的最大值與最小值之間相差5.154，標準差為1.207，這也就表明不同區(qū)域金融發(fā)展水平不同，存在地區(qū)差異。

表4 主要變量描述性統(tǒng)計

（三）回歸分析 基于模型（1）回歸結果，選取回歸殘差大于零的部分作為模型（2）的被解釋變量，以金融發(fā)展水平作為主要解釋變量再進行回歸分析，檢驗金融發(fā)展與過度投資之間的關系。表5報告了金融發(fā)展對過度投資的影響。

表5 金融發(fā)展與過度投資實證關系檢驗

從表5的第二列可以看出，自由現(xiàn)金流與過度投資之間成顯著正相關關系，這表明企業(yè)現(xiàn)金流越多，發(fā)生過度投資的幾率越大，這與Jesen（1986）、Richardson（2003）、江少波（2015）、劉銀國等（2015）的研究結論相一致。同時，銀行貸款與金融發(fā)展的交乘項BANK*FIN的系數(shù)為負，且與過度投資的關系在5%的水平上顯著相關，這也就證明了現(xiàn)階段負債治理對我國上市公司過度投資的抑制作用較為明顯。從全體樣本來看，金融發(fā)展未能顯著改變上市公司過度投資現(xiàn)狀，大股東占款也未能發(fā)揮一定的作用。

從表5的第三列以及第四列可以看出，樣本公司為中央國企與地方國企時，自由現(xiàn)金流與過度投資顯著正相關，這也就從側(cè)面證明了國有企業(yè)管理層為了政治升遷或者受到政府干預時，在企業(yè)現(xiàn)金流充足情況下，其一般做法是建造企業(yè)帝國，加大投資力度。金融發(fā)展與自由現(xiàn)金流交乘項FCF*FIN的系數(shù)為負，且都在10%的水平上與過度投資相關，這就表示金融發(fā)展能夠遏制此類上市公司的過度投資行為。而對于銀行負債未能產(chǎn)生治理作用的原因可能是國有上市公司存在預算軟約束現(xiàn)象，銀行貸款更容易獲取，銀行監(jiān)督作用不易發(fā)揮。

從表5的第五列以及第六列可以看出，樣本公司為民營上市公司時，金融發(fā)展未能有效改善其過度投資行為，同時銀行借款的債務治理作用也未能發(fā)揮，可能的原因是我國民營企業(yè)受到貸款歧視，獲取銀行借款的能力有限，其主要融資方式為經(jīng)營性融資。而對于外資企業(yè)來說，雖然實證結果不顯著，但仍然表明金融發(fā)展能在一定程度上抑制其過度投資行為。因此，上述分析結果驗證了本文的假設：對于國有上市公司而言，金融發(fā)展能夠抑制其過度投資行為，這一理論也適用于外資企業(yè)，但結果不顯著，而在民營企業(yè)樣本組中未發(fā)現(xiàn)這一抑制作用。

五、結論

本文根據(jù)上市公司2010-2014年的面板數(shù)據(jù)，構建固定效應模型，實證檢驗金融發(fā)展與過度投資之間的關系，得到以下主要結論：

（1）整體上自由現(xiàn)金流與過度投資成顯著正相關關系，Jensen（1986）提出的自由現(xiàn)金流理論用于解釋過度投資成因得到了國內(nèi)外學者的廣泛認可，但是金融發(fā)展未能顯著改善上市公司的過度投資行為，而隨著金融發(fā)展水平的提高，銀行借款的負債治理作用得到了充分發(fā)揮。所以，對企業(yè)而言，合理利用流入資金應當成為公司財務決策的重要課題；對于銀行而言，要加大對借出資金的監(jiān)督，確保企業(yè)資金使用能夠盡可能合理。

（2）進一步研究發(fā)現(xiàn)，金融發(fā)展能夠緩解過度投資行為主要體現(xiàn)在中央國企與地方國企中，隨著地區(qū)金融發(fā)展水平的提高，金融發(fā)展對自由現(xiàn)金流的影響越大，而對于民營上市公司而言這種作用并不存在，對于外資企業(yè)這種抑制作用雖然存在但結果不顯著。金融發(fā)展作為外部治理環(huán)境，可以抑制企業(yè)過度投資行為，尤其是對于國有上市公司而言這種作用更大，而國有企業(yè)不僅掌握了國家的經(jīng)濟命脈，也是國家進行經(jīng)濟建設的資金來源。因此金融發(fā)展水平的提高不單單有利于整個資本市場的發(fā)展，更有利于整個社會經(jīng)濟的發(fā)展。所以，對政府部門而言，應重視提高地區(qū)金融發(fā)展水平，提高本地區(qū)資源配置效率。

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（編輯 彭文喜）