金融约束_代理成本假说与企业投资行为_来自中国上市公司的经验证据

南 开 经 济 研 究 NANKAI ECONOMIC STUDIES 2008年 第1期 No.1 2008

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金融约束、代理成本假说与企业投资行为

——来自中国上市公司的经验证据

马君潞 李泽广 王群勇﹡

摘 要：金融约束对企业投资行为的影响日益受到重视，众多的研究者将其归结于信贷和资本市场内在的不完全。但是对于存在二元产权结构上市公司体系的转型经济体而言，还需考虑企业的预算软约束和较为严重的代理成本问题。文章结合宏观层面的分析，从企业异质产权结构导致的预算软约、金融约束差异和代理成本理论的分析视角，对我国上市公司投资行为的影响机制进行综合解释，并以1 373家上市公司的数据为样本，采用面板数据的分析对我国上市公司的投资行为特征进行分析。文章发现两类企业在融资约束上存在显著差异，尽管金融约束对投资有着明显的影响，但是由于我国资本市场发展的特殊性，经典“投资－现金流敏感度假说”的研究范式缺少上市公司数据的支持。实证表明，我国上市公司的投资行为受预算软约束条件下的委托代理问题和金融约束因素共同影响。这对理解我国上市公司的投资行为特征提供了一种新的思路。

关键词：金融约束；异质企业；投资行为；面板数据

一、引言

理想状态的MM 定理假定企业内外部融资的成本没有差异，投资行为与资本结构关联性不强。然而，伴随着信息经济学和不完全市场理论的发展，研究者除了讨论在

新古典分析框架中得到充分关注的变量如何引致投资变化的同时①，也开始重视以信息

不对称为特征的资本市场非完美情形作为既定的前提，解析企业的投资行为特征。这种将金融约束作为解释投资行为重要决定变量的研究思路，在既有的研究中已经得到了普遍的体现。最具代表性的当属FHP 对该主题的系列研究。Fazzari 、Hubbard 和Petersen （1988）研究了美国企业的投资与融资约束问题，发现受融资约束企业的投资与现金流量之间的敏感度很高，而不受融资约束企业的投资与现金流量之间的敏感度较低。Shapiro 等（1987）、Schaller （1993）、hubbard （1995）和Gomes （2001）等认为，此类金融约束的核心是由于信息不对称导致了金融摩擦（financial frictions ），进而通过影响信息成本以及外部融资成本影子价格的上升影响投资行为。

﹡ 马君潞，南开大学经济学院（邮编：300071），E-mail:majunlu@https://www.wendangku.net/doc/2c19143305.html,; 李泽广，南开大学经济学院（邮编：300071）；王群勇，南开大学经济学院（邮编：300071）。本文受国家社科基金重大项目 (06&ZD030)和南 开大学亚洲研究中心“经济计量模型的稳定性研究”项目资助，特此致谢。

① 如投资的预期回报率、资本成本、资本存量、厂商的净值与担保品价值、投资的调整成本等。

DOI:10.14116/j.nkes.2008.01.004

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也有研究认为，金融约束通过影响资本使用成本（the user cost of capital），进而对于有着凹性调整成本（convex adjustment cost）的投资过程产生影响，如Lucas（1967）、Hamermesh（1996）和Xavier（2005）等人的相关研究。Caballero（2000）在一篇关于投资的综述性文献中认为，缺失金融约束因素的理论模型，对于周期性投资行为的解释是乏力的，对“金融约束”相关的研究将成为投资理论研究的中心。

从经验研究上看，Schaller（1993）、Caballero（1999）、Pratap（2001）、Gérard （2002）、ádám Reiff（2006）等分别以加拿大、美国、墨西哥、比利时、匈牙利等国的厂商层面的数据进行了实证分析，结论大都支持金融约束对于企业投资行为有着显著的影响；对于大多数的发展中国家的企业而言，同样受到外部融资的约束。

那么对于具有转型经济与发展中经济体双重特征的中国而言，特别是由于中国企业的二元产权结构，加之以银行主导的金融系统具有明显的“制度歧视”性的借贷行为特征，企业层面（firm-level）的投资行为是否受到金融约束的影响呢？同时，产权不同的企业是否在预算约束和金融约束方面存在显著的差异，并使得两类企业的投资呈现出不同的特征？朱红军等（2006）认为，企业产权性质的差异所带来的预算软约束问题，内生的决定和改变企业的融资约束，并使得投资行为有其转型期的特殊性，这种思路是富有启示性的。受数据可得性的限制，我们考虑对上市公司投资行为进行分析，从而能够为理解我国宏观层面的总量投资行为提供非常有价值的借鉴。但是由于上市公司作为企业体系中特殊的一个群体，自身的经营状况和所面临的融资环境同未上市的企业存在许多重要的不同，对其分析既要考虑到体制所固有的方面，又要考虑到其市场化改革速度较快的特点。事实上，要揭示上市公司的投资特征归根到底还是一个经验性的命题。

进一步讲，投资作为企业经营行为最为重要的一个方面，其决策过程，不仅取决于新古典投资函数中所涵盖的变量，如预期利润率、融资成本等，还需要考虑企业间的异质性和企业治理水平。特别要考虑到转型期间特制特征，可能会存在以下现象：（1）国有银行和国有企业内在的双重预算软约束导致的“信贷歧视”，结果是民营企业受到较为严重的融资约束；当然，对上市后的企业而言，这种金融约束会弱化，因为资本市场的存在称为企业获取信贷的替代渠道。（2）国有产权的内在属性导致了治理结构的不完备，从而存在经理人的更高的代理成本①，而预算软约束又强化了这一特征，导致经理人的过度投资。这也可以视作“自由现金流假说”②在解释转型经济体现象的理论修正。（3）在企业的债务水平和股权结构等方面。Olinver（2000）等以股权结构为标准对企业进行了划分，发现股权结构不同的企业有着不同的投资－现金流敏感性，这也给我们一个启示，不同类型企业事实上所受金融约束可能是不同的，而且即便面临同样的金融约束，其投资行为对此做出的反应也会不同。上述观点也得到了下文的经验支持。

① 也有学者称之为“管理机会主义假说”。

②如Jensen (1986)的研究。

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5 本文力图分析上市公司投资行为特征，并从金融约束、预算软约束以及代理成本角度对其进行解释。结果发现“预算软约束假说”和“代理成本假说”得到实证的支持，同时也发现两种企业在融资约束上存在显著差异，表明是预算约束下的委托代理问题，连同金融约束因素共同决定着上市公司的投资行为。

文章结构如下，首先给出我国企业总量投资行为的特征事实，刻画企业的所有权性质和金融约束影响企业的投资行为的可能方式。并构建了简单的跨期最优的分析框架，结合预算软约束和金融约束探讨不同所有权上市公司投资的决定和影响因素。然后，以中国上市公司的总体样本为基础，选取917家国有企业上市公司和456家非国有企业上市公司为样本，采用面板数据的分析方式对“预算软约束假说”、“金融约束假说”和“代理成本假说”理论进行了实证检验，最后给出结论和政策含义。

二、上市公司投资行为的多维解析：基于总量投资分析的借鉴 事实上，对于投资问题的思考，国内学者多集中于对宏观层面的分析，而缺乏对企业微观层面的探讨。对比其他发达国家的投资状况（如图1），可以发现我国的投资/GDP 指标无论从水平上，还是波动程度上都远远高于美国、日本和英国等发达国家。这似乎从侧面反应了我国存在着总量投资过度的现象。本文借鉴国内的研究者对总量投资行为特征的既有研究，特别是考虑了总量投资的内部结构问题的思路，为分析微观企业层面（上市公司）的投资行为提供了借鉴的思路。

资料来源：BVD 数据库

图1 中日美英的投资/GDP 比例的变化趋势（%）

当前对于总量投资过度现象的解释，有着许多富于启示的成果。首先是异质目标函数约束下的预算软约束假说。如Roland （2000）在新古典的分析框架内构建了转型经济体必然出现经济过热的严格模型。易纲等（2003）都将国有企业的预算软约束体现在费用最大化或者产出最大化的目标上，而不是利润最大化。在此基础上，王曦（2005）构建了异质产权的企业目标函数讨论两类企业的投资行为特征，揭示了国有企业投资过度、而民营企业投资不足的特征事实。但是这类论点并未得到经验证据的

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有效支持。其次是由于国有银行垄断信贷市场，存在融资方面的“制度偏好”问题（林毅夫等，2005）；或者理解成为政府对国有企业和银行的隐性担保。如果这种观点成立，那么民营企业获取同样额度的融资需要支付额外的成本，不仅受制于信贷资金的可得性，也受资金成本的约束。这种观点为我们对上市公司进行“金融约束假说”的验证提供了理论基础。

那么如何理解金融约束？大多数研究将投资—现金流关系的高敏感性作为企业外部融资约束的标志，其理论隐含的前提是，如果企业受到严重的融资约束，外部资金获取成本过高，甚至获取资金支持的渠道缺乏，则必然表现为企业的投资总量同自身拥有的现金流有很强的正相关性①。然而需要指出，企业“投资—现金流”反应敏感，未必说明企业一定是受到流动性约束。如Pratap（2001）认为，“金融约束假说”受到了经验事实的挑战，富有现金流的企业仍然可能会存在“投资－现金流”高敏感性的现象，受到严重金融约束的企业的“投资－现金流”敏感度反而较低。Kaplan and Zingales （1997）和Gomes（2001）将其归结为测度指标的偏误和方法论的问题。

此外，还有对投资行为进行解释的“代理成本假说”和“股权结构假说”。代理成本假说认为，如果企业的委托－代理问题更为严重，债务的存在可能反而会为企业经理人进行过度在职消费和过度投资提供足够的现金流支持。同时高投资机会（高Tobin’s Q）公司的往往面临更严重的信息不对称带来的融资约束问题，从而出现投资不足。具体地讲，大量的债务存在可能会使得企业的过度投资行为减少，而与此同时，大量债务的存在也可能会使得企业经营趋于保守，为了偿还债务，会保有大量的现金流。在此情况下，企业的投资行为未必完全受制于金融约束。特别是我国上市公司的主体依然是国有企业占据绝大多数比例，固有的“预算软约束”因素又提高了代理成本。尽管缺乏正净现值的投资机会，这类公司的管理者更可能挥霍企业的自由现金流量于无效的资本性支出以追求货币性和非货币性收益的最大化，过度投资导致了高的代理成本。此外，还有学者从非经济因素的思路解释我国的投资问题，如Zou（1993）的“政治周期－投资”假说。

可以说，上述观点都从某一个角度揭示了中国的特征事实，而现实中呈现出来的经验证据仍有待于进一步的经验佐证。企业投资过度或者投资不足本身是现象性的描述，支撑其表现背后的机理可能非常复杂，很可能揉合了众多的作用机制。我们认为，若要提高理论的解释能力，相关的理论研究必须转向为宏观经济层面提供微观基础的努力，其中以下几点值得探讨。

（1）至为关键一点就是，应该考虑异质的企业结构体系。当然，对企业进行划分存在诸多的标准，如企业规模，企业生命周期，行业差别，同金融机构的关系②等。但

①尽管对于此变量是否能够有效的测度存在着相当大的争议，可见FHP（1998，2000），Kaplan. and Zingales

（1997，2000）和Gomes（2001）的相关讨论。

②如Hayashi（1982）按照同金融机构关系的亲疏划分为系列（Keiretsu）企业和非系列企业，发现后者的投资－现金

流敏感性更强。

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7是，如前所述，产权结构的差异可能会直接内生地决定投资的激励机制、代理成本的高低、预算软约束程度的强弱甚至金融约束的差异。对异质企业结构体系的总量投资进行分析时，应该更多地考虑企业的异质目标函数。采用经典经济学的利润最大化目标导向的跨期优化分析的思路存在很多的弊端。因为国有企业一般被认为存在明显的预算软约束（SBC ）现象和更为严重的委托代理问题。从技术层面来看，国有企业更多地表现为费用最大化（Expense-maximization ）和产量最大化，而不是利润最大化的激励机制。但是还需要看到，经过多年的市场化改革，市场机制也对国有企业的经营机制进行了重新的塑造和改进，直接表现为预算约束逐步“硬化”。

（2）企业的融资约束差异。由于历史和体制因素内生地决定了金融资源的分配倾向于国有企业。前面提出的“制度歧视”的信贷配给制度，已经给出了一定的解释（林毅夫等，2005）。也正如俞乔等（2002）指出的，国有企业和非国有企业面临的融资约束存在很大区别，截至1998年，国有企业的份额下降到28.2％，但是70％的银行贷款和85％的金融资源为国有企业所消耗。再比如2006年1—8月份，非国有企业所

占的固定投资比例达到69.8%，但是只有12.3％的贷款流向了这些部门①。这直接导致

了投资过度和投资不足的结构性投资问题，也导致了金融资源的配置效率大打折扣。之所以强调企业外部融资可得性，是因为这是决定企业融资成本的关键性制度安排，如果企业在融资约束上存在明显的“门槛效应”，或者不同企业面临的融资成本差异很大，那么必然会造成不同的激励，从而使得企业采用不同的投资策略。当然，伴随着市场化进程的加快，这种趋势也正在逐步扭转。张军等（2006）发现中国渐进主义式的金融自由化改革明显缓解了中小企业和民营企业的外部融资约束。

（3）公司内部的治理水平。无论自由现金流假说，还是代理成本假说，对企业的过度投资和投资不足都给出了充分的解释。Hadlock （1998）认为，投资现金流敏感度是由信息不对称问题导致，而这一关系又与股东控股比例有明显的相关性。管理层的激励作用和股权集中度的监督效应能够减轻公司投资现金流敏感度。此外，股权控制类型对投资可能也有明显影响。Gedajlovic 等.（2001）发现不同类型的投资者有着不同的投资目标，公司控股股东类别不同时，公司的财务绩效和投资行为是高度异质的。此外，不同类型股东的股权结构集中度会增加或减少流动性约束。事实上，企业的产权结构内生地决定了预算软约束的水平和代理成本的高低，甚至，如果“信贷歧视”假说成立的话，国有与非国有的产权性质也内生地决定了企业的融资约束的程度。基于以上原因，本文仍采用国有企业和非国有企业的划分方法，对上市公司进行分类，比较两类企业体系的投资行为特征是否存在显著的差异，及其主要影响因素。

所以，尽管从投资表现出的特征事实上看，从投资和现金流的关系上判断，金融约束是否存在的依据非常直观，但是现象背后到底是何种机制导致二者关系的状态，却是值得进一步推敲的。是企业产权不同所内涵的投资目标函数不同导致的投资过

① https://www.wendangku.net/doc/2c19143305.html,/news/gncj/200607/t437816.htm 。

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8热？金融约束和制度性的信贷配给导致部分企业融资成本过低引致的投资过热？还是由于公司治理水平，特别严重代理问题造成了异常的投资现象（代理问题）。很显然，上述机制又是相互作用的。比如国有企业严重的代理问题，内生地决定了公司的治理状况，进而影响投资决策。所以文章采用较为细致的计量手段对上述效应进行分解，对为何存在投资过度或者投资不足的特征事实进行理论上和机制上的探讨，从而能够为我们理解近期我国上市公司投资问题的主导性决策机制，并为如何矫正上述机制提供有益的解释。接下来文章将首先考虑经典“投资—现金流敏感性假说”分析我国的投资行为是否成立？然后将“预算软约束假说”和“代理成本假说”转化为可计量的形式，从而解析我国上市公司在1998－2006年间的投资行为特征。

三、实证检验

（一）计量模型构建：双重约束条件下的企业投资行为

本部分将构建模型分析金融约束和预算软约束条件下的企业投资行为，从而提供可计量的经验方程式。由于考虑到企业可能存在的预算软约束，假定存在异质产权结构，国有企业和非国有企业，二者的目标函数不同，前者为产量最大化，后者为利润最大化。为简便起见，假定企业在期初提取折旧。借鉴王曦（2005）的思路，设定γ为企

业市场化性质的显著程度，

γ∈（0，1）。当1γ=时，表示企业为完全的私有企业，当0γ=时，企业为完全的国有企业，γ越大，企业的市场化程度越高。假定市场化企业的经营目的是将企业的净现值（NPV ）最大化。

[]{}10()()(1)()s t t s t s t s t t t t s s V E F K T I I B R B F K βγγ∞

+++++==??+?+?∑（1）

其中，β、K t 、I t 、B t 和R t 分别为贴现因子、t 期资本存量、投资、债务水平和融资成本。()t F K 为生产函数，将其设定为二次方程（quadratic ）的形式，()2t t t F K uK vK =?以便解出显示解。T （?）表示企业投资的调整成本函数，为投资的线性函数。同时，给出投资的动态调整方程，

1(1)t t t K I K δ?=+? （2）

企业的金融约束通过信贷约束体现，t θ为企业借款占资本K 的最大比例，

1t t t B K θ+≤。根据上述设定，构建Langrangian 函数：

[][]11111(1)(1)()t t t t t t t t t t t t t L V I K K E I K K K B λδβλδμθ?++++=+?+?+?+?+? （4） 一阶条件为：

12(1)t t t t t t t L u vK E K λβλδμθ+?=??+?+? （5） (1)t t t t t t

L b I cI I γγλ?=??++? （6）

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t t t t t t L E R B γβγμ+++?=??? （7） 设定K t=0=K 0，可以得出K t 的均衡解①

()()21110(1)(1)22t v b c t t t t t t t t R u R u K K e v v δγθγθγ+??????++?+?+??=?+????

（8） 可以发现均衡资本存量的形成受初始资本存量②（＋）、金融约束t θ（－）、企业

的市场化水平（或者说企业的预算软约束水平）γ（－）以及融资成本R t+1的影响。为了得出可以计量操作的方程式，设折旧率δ在一定时期内为常数。令t t I K =?。对（8）式进行变形，可以得到：0(,,,)t t t I X K R θγ=。事实上，既有的研究者对此问题的讨论基本采用了较为类似的计量形式，如表1所示。

表1 代表性研究所采用的计量形式

作者

计量方法和主要变量 FHP （1998） (/)(/)(/) it it it it I K f X K g CF K u =++

Schaller （1993） Ralph （1998） 012(/)(/) it it it i it I K Q CF K u βββη=++++

Baum etc.（2006）

012314(/)(/)(/)(/)it it it it it it I K Q CF K I K B K u βββββ?=+++++

鉴于此，本文将I t 的表达式整理为如下形式：

012314(/)(,,,)(/)(/)(/)+ it i it t t it i it it it it it it

I K K B Q CF K I K B K μθγεμββββε?=++=+++++X βZ γ （9） 其中，I/K 表示投资/总资产，Q 表示托宾Q ，CF/K 表示现金流/总资产，B/K 表示债务/总资产。Z 表示控制变量，包括行业虚拟变量（Industdum ）、企业规模变量（Lnscale ）、管理费用（Manfee ）、股权结构变量（Stakeshare ）、企业的国有性质（prop ）以及交叉积变量托宾Q×企业的国有性质、现金流变量×企业的国有性质、股权结构变量×企业的国有性质。表2给出了各变量的详细说明。

表2 变量的解释和说明

符号

变量 数据说明 t t 投资/总资产 投资选取的为投资总额 Cashflow

现金流/总资产 现金流＝（投资活动＋经营活动）产生的现金流 Debt/Total asset

债务/总资产 债务指标为期末债务总额 Lnscale

企业规模对数值 作为控制变量，将企业规模取对数值 Industdum

行业虚拟变量 按照CCER 数据库，划分为13个大的行业 Tobin Q

托宾Q 值 （流通市值＋负债总额）/总股本 Manfee

管理费用/总资产 管理费用与总资产的比值 Stakeshare

高管、董事会持股 高管持股份额＋董事会持股份额＋监事会持股份额 prop 企业产权性质 国有企业为0，民营企业为1

① 请参见Ma and Li(2007)。

② 括号内的符号表示变量同均衡资本存量间的偏导关系符号，下同。

马君潞、李泽广、王群勇：金融约束、代理成本假说与企业投资行为—来自中国上市公司的经验证据 10 变量间的关系可以揭示文章所讨论的各种机制。如果“投资－现金流敏感假说”成立，企业受到严重的金融约束，必然表现为投资与现金流的敏感性，参数β2显著大于0。但是如果该假说不成立，未必说明企业的金融约束不存在（Kaplan and Zingales ，1997）。如果“预算软约束假说”成立，必然表现为交叉积变量显著，即非国有企业在投资的决策变量和具体方式上同国有企业有着显著的区别。如果“代理成本假说”成立，整体上市公司样本就会表现出投资过度、管理费用过高的现象。事实上，“预算软约束假说”和“代理成本假说”有着诸多相同的地方，二者在财务指标上体现是类似的。但是我们认为，前者强调企业产权结构因素的影响，因为国有企业较为一致地被认同为存在明显的“预算软约束问题”；而即便发达市场经济体系下，投资过度的高“代理成本”现象普遍存在。所以我们认为区分二者又是很重要的。事实上本文实证部分设计的核心即是验证上述假说是否成立，并分析其作用于企业投资的具体渠道和机制。

（二）样本选择和数据来源

文章选择了1996—2006年期间在沪深证券交易所上市的1 373家公司作为研究样本，包括917家国有企业上市公司和456家非国有企业上市公司。国有企业和民营企业按照CCER 数据库的判断标准进行划分，其数据来自于CCER 上市公司数据库，经作者补充处理。文章所有的数据分析均采用STATA 10.0软件进行。

表3给出了国有企业和非国有企业的投资/总资产、现金流/总资产、负债/总资产的均值、等均值t 检验统计量以及同方差F 检验统计量。结果表明，国有企业和非国有企业的投资/总资产指标没有明显区别，但所有其他指标均存在明显区别。

表3 主要变量的统计描述

变量

所有企业 非国有企业 国有企业 等均值t 检验 同方差F 检验 投资/总资产

-0.620 2（0.54） 1.045 7（0.14） 现金流/总资产

0.965 6 0.992 7 0.909 9 5.800 2（0.00） 0.894 3（0.00） 负债/总资产

0.513 0 0.484 1 0.572 6 -5.304 6（0.00） 0.525 9（0.00） 管理费用/总资产

0.054 1 0.048 9 0.064 7 -4.222 4（0.00） 0.171 8（0.00） 净资产收益率

0.006 7 0.022 4 -0.025 8 5.710 6（0.00） 0.118 9（0.00） 净资产增长率 -10.732 1 -10.542 5 -11.300 0 0.324 9（0.74） 0.959 1（0.61） 注：（1）括号内的数值表示检验统计量的概率值；（2）等均值检验是基于同方差检验的结果进行的。

从投资指标来看，国有企业的投资稍高于非国有企业，但这种差异没有统计显著性，其投资波动也没有明显差异（同方差F 检验没有显著性）。如果进一步结合两类企业的净资产收益率和净资产增长率指标的统计结果来看，国有企业的两个收益率指标（净资产收益率和净资产增长率）明显弱于非国有企业（P <0.01），可以表明国有企业在投资收益较差的前提下仍然保持着同非国有企业相似的投资规模，初步判断国有企业存在一定的过度投资。一般来说，企业如果投资于NPV 为负的项目，表明存在投资过度问题。但是，NPV 财务指标的获取较为困难，所以需要考虑其替代性变量。由

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11于存在关系式1=0

(1+r)i n t i e t i t NPV I P ∞=?=∑∑，在资本市场有效的前提下，一般认为投资项目价值可以通过股价P e ，

或者通过Tobin’s Q 的变动来体现，但是由于我国市场的渐近弱式有效（张兵等，2003），上市公司的股票溢价较高，无法反映企业投资的真正价值。同时股市对公司优劣的甄别机制弱化，业绩优秀的公司未必能够得到更高的股价认同。所以只有通过综合比较收益率指标和投资指标来进行判断，经过比较组群净资产收益率和投资水平的差异，可以发现尽管国有和非国有企业的投资收益率存在明细的差别，后者明显高于前者，从投资边际递减规律也可以看出国有企业投资过度；同时也可以看出尽管投资收益率较低，但是国有企业的经理仍然热衷于追求投资的规模。另外，从管理费用上看，国有企业的代理成本指标为0.065，明显高于非国有企业的0.049（P <0.01）。

从企业的杠杆率上看，国有企业为0.57，明显高于非国有企业的负债比例（P <

0.01），

说明国有企业的外部融资比例要高于非国有企业。非国有企业持有现金规模比例要高于国有企业，非国有企业出于投资需求的原因，大量保有现金流，以应对外部融资不足；也有可能是非国有企业相对收益较好，内生地产生大量现金流。总体来看，上市公司的净资产增长率指标表明在样本期间内，我国上市公司的经营状况并不理想。

（三）计量检验及其分析

1．对经典“投资－现金流敏感性假说”的实证检验

按照Kaplan and Zingales （1997）的研究范式，文章首先对样本数据进行聚类分析以检验企业投资对金融约束的反应。分类标准为股利分配的水平，因为融资约束严重的企业，会选择低股利分配政策。如果低股利政策实施的原因的确是由于严重的金融约束导致，那么从理论上讲，企业的“投资－现金流敏感性”会加强。我们采用聚类分析的方法将上市公司的样本按照股利水平分为三类。具体的聚类分析操作步骤如下。 首先将整理的数据按照股利分配水平标准进行标准化的处理，计算各变量的欧式距离ij d =，得到距离对称矩阵，然后将距离最近的类归并。其中，X ik

表示第i 个上市公司的第k 个指标（股利分配水平）的观测值，X jk 表示第j 个上市公司的股利分配水平指标的观测值，d ij 为第i 个样本与第j 个样本之间的欧氏距离。若d ij 越小，那么第i 与j 两个上市公司之间的性质就越接近，从而将其归为一类。本文利用K 中位数聚类法，将所有的上市公司样本分为三类：高、中、低股利分配，对每一组分别进行回归分析，检验“投资－现金流敏感性假说”对我国上市的解释能力，如表4所示。 依据Hausman 统计量的显著程度和固定效应的显著程度，文章对三组面板数据分

别进行估计。从方程的回归结果来看，在控制投资机会Tobin’s Q 的前提下①，虽然低股

利分配上市公司的“投资－现金流”关系更为敏感，但是没有统计意义上的显著性。计

① 聚类分组后的数据进行回归时，投资机会同样也未通过显著性检验。

马君潞、李泽广、王群勇：金融约束、代理成本假说与企业投资行为—来自中国上市公司的经验证据 12量结果拒绝了“投资－现金流敏感度”可以显示金融约束程度的假说。这是否可以说我国上市公司不受金融约束变量影响？我们认为，这只能说明由于我国体制的特殊性，“投资—现金流敏感度”假说在我国缺少经验证据。那么如何才能够体现上市公司的金融约束？首先，金融约束可以理解为企业外部信贷的可得性（Honohan ，2004）。这一点在前文的统计分析得到了证据的支持：非国有企业的外部资金支持明显低于国有 企业。

表4 “投资－现金流高敏感假说”的实证检验

模型

高股利分配（1） 中等股利分配（2） 低股利分配（3） 常数

（1.54） （5.04） （4.59） Cashflow

-0.0009 （-0.11） -0.002 （-0.43） 0.0007 （0.47） Tobin’s Q

0.0002 （0.18） -0.003 （0.60） -0.0002 （0.18） Lnscale

-0.009 （-1.35） -0.032*** （-5.29） -0.0007 （-3.65） 调整后的R 2

0.09 0.09 0.04 固定效应标准差

0.07 0.12 0.05 模型标准差

0.53 0.07 0.09 Hausman 统计量

3.34 40.74 41.08 固定效应显著性 3.01 9.95 10.74 注：*、**和***分别表示在1%、5%和10%显著性水平下拒绝原假设H 0。

其次，由于所谓的“信贷歧视”的存在，国有企业和非国有企业性质的界定似乎已经内生地划分了企业融资约束的类别。

再次，尽管“投资—现金流”关系同金融约束的互动关系没有得到我国上市公司数据的支持，下文将样本重新归类估计，发现“投资—现金流”关系是具有高敏感度的。一般来说，严重的金融约束会表现“投资—现金流”的高敏感度，反之未必成立。因为这需要考虑到我国的股利分配政策未必能够有效地反应金融约束的程度。我国上市公司的股利政策的制定和实施具有很强的盲目性和短期性，而且分配的方式极为不规范。也就是说，在此特殊的制度背景下，“投资—现金流敏感度假说”的经典研究范式失效。但是其高敏感度仍然可能是由于金融约束造成的，“投资—现金流”的敏感度仍然是显示企业金融约束的重要标尺。

2．投资 “预算软约束假说”和“代理成本假说”的实证分析

前文已经论述了影响上市公司投资行为的可能因素和假说。本部分拟对上述假说进行检验。首先考虑“代理成本假说”。投资过度和管理费用过高都是代理成本的表现形式。投资过度和管理费用的统计指标已经在前文得到说明。表5中给出了模型的估计结果。

回归方程（1）~（9）分别采用了固定效应、随机效应和混合估计的方式对投资

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行为特征的影响因素进行了分解。根据Hausman 检验统计量，只有回归方程（6）适合采用随机效应的估计形式，其他模型更适合于固定效应模型。但是为了对比较各变量的回归结果，文章仍然列出了各种计量结果。综合分析各估计结果，可以发现各变量的回归结果非常稳健。

首先，分析投资对投资机会的反应。一般来说，前一期的投资和Tobin’s Q 值都可以理解为投资机会。二者存在较高的相关性，剔除I t-1/K t-1时，Tobin’s Q 变量变得异常显著，但是却和投资呈现负相关关系，说明Tobin’s Q 变量相对而言无法反应企业的

马君潞、李泽广、王群勇：金融约束、代理成本假说与企业投资行为—来自中国上市公司的经验证据 14业绩表现，即便能够反应企业表现，但是企业往往做出非理性的投资行为。投资机会较好的时候投资不足，投资机会较差的情况下，反而呈现投资过度。从一个侧面上反应了中国股票市场资本市场资源配置存在的低效和错配问题。

其次，现金流同投资呈现正相关关系，无论采用混合估计（PLS ）、固定效应还是随机效应估计，系数都能够显著通过检验。而且系数在（0.065~0.09）之间。说明，无论对于国有企业，还是非国有企业，现金流对投资的影响是异常显著的（都能够通过1％的显著性检验），初步符合“投资——现金流假说”的情形。但是这种高敏感度的出现可能是由于金融约束造成，也有可能是上市公司存在较为严重的代理问题所导致。结合前文的统计分析，文章认为这是二者共同作用的结果。下文的结果分析进一步印证了这一点。

再次，从杠杆率同投资的正相关关系看“代理成本问题”。由于投资存在边际递减的现象，投资同资产负债率呈现正向相关关系，即投资回报率同负债率负相关，这种负相关关系表明资产收益率小于资本成本。具体的解释可以参见Ross Stephen （2002）的阐述，将ROE 重新表述，(1)[()*/]ROE t ROA ROA CK B S =?+?，B/S 为债务资本

比。

ROE 的表达式连同本文的实证结论说明，在ROA 小于资本成本的情况下，投资却能够发生。所以可以发现投资的非理性行为存在。这说明从上市公司的总体样本来看存在较为普遍的代理问题。

此外，交叉积变量的结果告诉我们，我国上市公司的样本支持存在“预算软约束假说”的成立。只要证明国有企业和非国有企业在对待投资机会、现金流的处理方式上存在明显不同，以及两类企业的内部持股比例对投资带来明显不同的影响；并且这些证据能够说明国有企业存在更为严重的代理问题，即可以证明“预算软约束假说”是成立的。田利辉（2005）从杠杆率的角度证明了国有企业上市公司存在较为严重的预算软约束问题。

根据变量的设定，对Tobin’s Q *国有企业虚拟变量的回归结果分析，非国有企业×投资机会同投资呈现正相关关系。尽管从上市公司的总体样本来看，企业的投资趋于非理性的表现。但是非国有企业对于投资机会的反应更为理性（非国有企业的虚拟变量为1，国有企业为0），对市场投资机会更为敏感，表明非国有企业投资的代理成本较低。Cashflow*prop 同投资呈现负相关关系，说明非国有企业的可能的确存在“金融约束”，投资机会较多的时候反而呈现现金流不足的状况，非国有企业在面临投资机会的情况下，对现金流的依赖度更高。投资对国有股权和利益相关者的控股比例的回归结果表明，对于非国有企业而言，利益相关者的持有比例越高，可能投资更趋于谨慎，投资规模小于国有企业，也表明代理成本较低。有趣的是，当我们单独将国有企业和非国有企业的虚拟变量引入时该变量未能够通过显著性检验，可能是由于回归方程中包括了界定企业产权属性的交叉积变量所导致。

另外，从股权结构指标来看，董事会、监事会和经理层持股的总和同投资的关系负相关。说明内部持股比例的提高有利于抑制过度投资，减少代理成本。行业虚拟变

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15量能够通过显著性检验，说明我国上市公司的投资行为存在明显的行业差异。 综上分析可以看出，解释我国上市公司的投资行为既需要考虑金融约束因素，也需要考虑由于预算软约束的存在导致的更严重的代理成本问题。在细分两类企业的投资问题时，可以发现国有企业存在更为严重的预算软约束和代理问题；而民营企业相对而言，则存在部分的金融约束问题。二者的投资特征总体上呈现不同内在机制。

3．稳健性分析：基于动态面板数据的印证

尽管上文的实证分析提供了明确的实证结果，此部分仍采用动态面板数据（DPD ）进行稳健性分析，即被解释变量的滞后项作为解释变量影响其当期值。模型设定如下：

,01(/)(/)(,,,)p

it i j i t j it t t it j I K I K K B μαθγε?==+++∑X β （10）

其中，X 与前文相同，为严格外生变量。GMM 估计属于工具变量法的拓展，对于误差项的分布形式、条件同方差和序列不相关等假定条件都没有特定的要求。因此，经常用于模型的稳健性分析，特别是对于时间序列较短、截面相对较多的面板数据而言，动态面板数据的意义就更为明显。

动态模型的一阶差分会导致变量的内生性问题，进而导致参数估计量的不一致性和有偏性。Arellano and Bond （1991）针对这种模型提出了GMM 估计，利用被解释变量与预定变量的滞后项、严格外生变量的差分作为工具变量进行估计。但当自回归系数比较高，或者面板效应的方差与随机误差项的方差比比较高时，Arellano and Bond （1991）估计量表现为较大的不稳定性。Blundell and Bond （1998）基于Arellano and Bover （1995）的研究，利用其它矩条件引入系统GMM 估计方法。本文利用Blundell and Bond （1998）方法估计上述模型，选择一阶滞后，结果如表6所示。 表6对数据进行动态面板估计的结果，其将一阶差分作为工具变量，同时在剔除不显著的管理费用等变量后，保留了初始模型的形式。由于采取了一阶差分形式，有效地消除了固定效应。可以发现，投资与现金流变量的关系同样呈现出高敏感性。动态面板数据要求在解释变量中放入被解释变量的一阶滞后变量，在引入适当的工具变量（IV ）后，交叉积变量的系数同样表明，非国有企业的投资对现金流变化反应更为敏感，能够部分地印证金融约束的存在。在控制变量的内生性问题后，国有企业和非国有企业的虚拟变量，变得异常显著（能够通过5％显著水平的检验），说明在投资模式上，两类企业的确存在着重要的区别，进一步支持了表5的回归结果，国有企业可能存在更为严重的代理问题。控制了国有和非国有属性后，负债对投资的影响不再显著，总体投资对投资机会的反应仍然不敏感。内部持股比例变量和Stakeshare* prop 的动态调整过程同投资呈现出正向变动关系，但是无法通过显著性检验。这似乎进一步支持了本文的推断，国有企业属性对融资的负债水平、股权结构等因素有着很强的决定作用。表6模型的Sargan 统计量没有显著性，表明工具变量的选择是恰当的。总体来看，通过稳健性分析，表5的系列回归结果是稳健的。

马君潞、李泽广、王群勇：金融约束、代理成本假说与企业投资行为—来自中国上市公司的经验证据

16表6 基于动态面板数据的稳健性分析 变量 DPD （1） DPD （2） I t-1/K t-1

0.58** （2.15） 0.54* （1.87） Cashflow

0.44* （2.85） 0.36** （2.14） Tobin’s Q

0.002 （0.24） 0.001 （0.17） Debt/Total asset

-0.005 （-0.18） -0.005 （-0.19） Lnscale

0.06* （1.78） 0.07* （2.91） Stakeshare* prop

3.30 （0.88） Cashflow* prop

-0.40* （-1.60） -0.37* （-1.58） Tobin’s Q* prop

-0.002 （-0.07） 0.004 （0.13） prop

0.23** （2.32） 0.22** （2.11） Industdum

0.01 （0.89） -0.02 （-0.78） Sargan J Stat 12.93 12.11 注：*、**和***分别表示在1%、5%和10%显著性水平下拒绝原假设H 0。

四、小结

我国上市公司广泛存在投资与现金流的高敏感度问题，但是却无法用“金融约束假说”进行充分的解释。需要考虑我国上市公司的企业结构，特别是异质产权结构的特征事实。国有企业的净资产收益率显著低于非国有企业，但是其投资却略高于非国有国有企业，表明了预算软约束下存在更为严重的代理问题。从负债等指标来看，民营企业上市公司的确受到相对较为严重的外部融资约束。本文认为国有企业的投资行为，主要由预算软约束背景下高代理成本造成的投资过度，非国有企业的投资行为倾向于由于金融约束因素主导。具体来讲，国有企业和非国有企业在其进行投资决策时，所受到的关键约束因素是显著不同的。金融约束对于非国有企业是显著的，进而导致投资机会来临时，外部融资不足，投资相对不足；而国有企业获取信贷的渠道和数量相对占优，即便投资机会较差（通过其净资产收益率较低体现），由于经理人的代理行为，仍然表现出较高规模的投资。只有综合金融约束，预算软约束下的代理成本假说，才能够更好地解析我国上市公司的投资行为，也才能够深刻地理解由于产权结构不同导致的企业投资行为差异。

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Financial Constraints ,Agency Cost and Firm ′s Investment Behav ior : E vidence From Listed Company of China

Ma Junlu Li Zeguang Wang Qunyong

（School of coonomics, Nankai University ，Tianjin ，300071，China ）

Abstract ：Financial constraints due to the imperfection of capital market have been emphasized as an important factor determining investment by researchers recently. Beside of which ， t he soft budget constraints （SBC ）and agency problem caused by dual property structure of enterprise system are even more important for undenstanding the beharior of investment in transitional China. Combing the background of aggregate investment ， this article analyzes the investment behavior and its inner mechanism of listed company in China from different views of SBC ，agency theory and financial constraints. Based on the empirical study of 1373 listed companies ， we found there are indeed some differences for SOE and NSOE in the aspect of financial constraints even the hypothesis on nexus of cash flow and investment fails. Evidence has been found to support that principal-agency problem in the background of SBC and financial constraints could explain the investment behavior of listed company jointly ，which provides another way to interpret the investment behavior of listed company in transitional country.

Keywords ：Financial Constraints ；Heterogeneity ；Investment Behavior ；Panel Data

JEL Classification ：E22 G31 P34