信任环境、公司治理与投资--民营上市公司现金流敏感性研究_投资论文

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      一 引言

      在完美且完全竞争的理想世界中，公司投资是独立的，企业总是能够以相同的成本从外部募集到资金，投资与现金流无关(Modigliani和Miller，1958)。然而在现实世界中，投资-现金流敏感性却普遍存在，早期文献主要将其归因为融资约束(Fazzari等，1988)；而随着自由现金流理论的提出(Jensen，1986)，经理人代理问题成为解释投资-现金流敏感性的重要因素。自由现金流理论(Jensen，1986)认为当经理人拥有除投资于净现值为正的项目之外的剩余自由现金流时，会将现金用于非效率投资。该理论在解释投资-现金流敏感性上获得广泛的支持，Devereux和Schiantarelli(1990)、Strong和Meyer(1990)及Vogt(1994)的研究均发现了经理人将现金流用于非效率投资而导致更高的投资-现金流敏感性的证据。Hovakimian等(2004)的研究也显示，在内部现金流量高的年代，代理冲突引发的过度投资是产生投资-现金流敏感性的主要原因。因此，研究如何降低这种代理问题所导致的投资现-金流敏感性，进而改善投资效率，具有重要的现实意义。

      现有研究普遍认为法律环境和市场竞争等正式制度对经理人代理问题和投资与现金流敏感性具有重要影响(La Porta等，1998；杨华军和胡奕明，2007；刘凤委和李琦，2013)。但正如陈冬华等(2013)所强调的，研究者应在关注正式制度重要性的同时，也需要注意到，采用相似法律制度的国家，在社会、经济发展各方面同样会存在巨大的差异，这些差异也许很难用正式制度加以解释。长期历史发展中所积累下来的种种非正式制度同样对社会演进有重要影响(Greif，1994；North，2005)，North(1990，2005)和Greif(1994)强调了在正式制度尚不健全的转轨经济国家，更需要重视非正式制度的影响。具体到处于经济转型期的中国，要想理解中国的社会、经济问题，如果仅局限于近代以来中国所接纳、吸收和改良的种种正式制度，而忽略长达数千年历史中缓慢形成而影响深远的非正式制度肯定是不完备的(Allen等，2005；陈冬华等，2008、2013)。在众多非正式制度中，“信任”被普遍认为是除物质和人力资本之外决定一个国家经济增长和社会进步的主要社会资本(张维迎和柯荣住，2002)。在长期的重复博弈中，信任构筑交易参与一方对另一方稳定的心理预期，从而保证契约的签订与履行，降低企业交易成本(刘凤委等，2009)。众多文献探讨了信任在公司财务中的重要性，如Wu等(2014)发现在信任度较高的地区，由于企业与供应商更容易互相信任，企业往往能获得更多的商业信用。刘凤委等(2009)发现地区信任程度越高，企业会越少采用预付账款和应付票据等成本较高的商业信用模式。经理人代理问题的监督约束机制设计依赖于一定的制度环境(张维迎，2002；刘凤委等，2007)，但对于信任这一非正式制度是否会影响代理人机制进而影响投资-现金流敏感性，现有文献尚未涉及。

      另外，除信任环境等制度的外部约束之外，公司治理更是对经理人行为直接的约束。随着两权分离和现代企业的产生，公司治理成为公司内部根本的制度安排，如股权结构是两权分离即所有权与控制权分离内生而成(周建等，2009)，其作为正式的契约设计对公司代理问题发挥着主要作用(高雷和宋顺林，2007)，而重复博弈形成的非正式契约，如信任环境，主要通过声誉的惩罚效应督促个体的自律行为(张维迎，2002)，发挥双方承诺(内部治理机制)加强的可置信机制(戴治勇，2014)，促使双方交易完成，与正式契约效应相比约束效应较弱。那么，在内部公司治理不同的约束情况下，信任环境如何影响投资-现金流敏感性？

      我们以中国A股市场民营上市公司2003-2011年的数据为样本，对信任与投资-现金流敏感性的关系进行考察。本文选择民营企业为研究样本，一方面是因为民营经济是中国就业的主要渠道之一、技术创新的主力军和经济增长的重要动力来源(Allen等，2005)；另一方面是国有企业主体缺位和内部人控制使得经理人代理问题更为复杂，企业投资政策也更多地受到政府意志和社会性目标的干预。我们采用“中国企业家调查数据库(CESS)”中有关全国各地区信任度的问卷调查数据度量地区的信任环境，考察其与企业投资-现金流敏感性的关系，并进一步讨论信任环境与内部公司治理机制(包括内部监督治理和薪酬激励效应)的影响关系。

      相对于现有文献，本文可能的贡献主要有：第一，虽然大量文献从投资-现金流敏感性角度探讨了正式制度对经理人代理问题的影响(Vogt，1994；La Porta等，1998；杨华军和胡奕明，2007)，但正如相关文献所强调的，非正式制度对于中国这种转型国家可能更为重要(North，1990；Greif，1994；Allen等，2005)。本文基于信任环境这一非正式制度视角对中国民营上市公司的经理人代理问题进行分析，从微观层面验证了信任环境对于企业投资-现金流敏感性的影响，以此拓展和丰富了制度环境对经理人代理行为影响的研究。第二，现有文献强调了正式制度与公司治理的替代补充关系(La Porta等，2000；Fee和Hadlock，2000；夏立军和方轶强，2005)，本文则发现好的信任环境在内部监督治理与薪酬契约激励的治理机制弱化时，能更有效地降低公司的投资-现金流敏感性，类似于一种公司治理的替代机制，以此拓展和丰富了制度环境与公司治理相互作用的研究。

      本文以下安排为：第二部分是理论分析与研究假设，第三部分是研究设计和模型检验，第四部分是经验分析，最后是研究结论。

      二 理论分析与研究假设

      (一)信任环境、经理人代理问题与投资-现金流敏感性

      中国是一个多元化国家，不同地区之间存在民族、历史、语言和思想文化体系的差异。伴随历史的发展与诸侯国的分割和统一，中国逐渐形成今天各地的行政区域划分和各个省域之间不同的特色。同时，各个省份之间的社会信任特征也受到了宗教信仰(例如佛教、基督教、伊斯兰教和道教)的影响而呈现差异化。Ang等(2012)研究指出多元化的文化体系引起了欧洲诸国之间的信任水平差异，而中国各省之间的文化差异甚至超过了欧洲各国之间的差异。表面看来，信任环境在各区域内部存在一定的相似性，但在不同区域之间却存在实质性的区别，这为本文基于地区行政划分研究信任环境的差异影响提供了天然的实验平台。

      大量研究表明，社会信任在解释经济增长和组织(如政府和大型企业)绩效时有重要作用(Putnam，1993；Fukuyama，1995；La Porta等，1997；Ostrom，1998；Guiso等，2008、2009)。地区的信任环境水平高不仅有助于稳定交易双方的心理预期，降低彼此之间由于信息不对称而产生的交易成本，还可以减少经济活动和联系中的不确定性，降低信用风险和交易费用(Knack和Keefer，1997；Zak和Knack，2001；张维迎和柯荣住，2002)。从微观层面来看，刘凤委等(2009)基于省级层面数据研究得出，地区信任环境好可以降低企业经济活动中的交易风险，保证契约的有效履行，并验证了信任“传递效应”的存在；钱先航和曹春方(2013)以市级层面城市商业银行数据为样本研究得出，较好的信任环境能显著促进城商行发放信用贷款、个人及短期贷款，并指出信任环境作为非正式制度对于法律等正式制度具有替代作用；戴治勇(2014)基于激励机制对于委托人的承诺可信性需求，考察了外部法治水平与信任环境对于微观企业高管及普通职员薪酬激励安排的影响作用。高信任水平类似于社会系统的“润滑剂”(Arrow，1974)，能降低不对称信息与监督、执行成本及信息风险(Granovetter，1985；Zaheer等，1998)，促进社会经济活动的交易双方就契约中未能明确的事项达成共识。

      Jesen(1986)提出的自由现金流假说认为，由于股东与经理人之间存在代理问题(Jensen和Meckling，1976)，经理人会将企业现金用于过度投资，如通过扩大投资构建企业帝国，导致较高的投资-现金流敏感性(Devereux和Schiantarelli，1990；Strong和Meyer，1990；Vogt，1994)。信任环境可以从以下几个方面影响经理人代理问题，进而降低公司的投资-现金流敏感性：第一，较好的信任环境直接缓解经理人代理行为，降低投资-现金流敏感性。Akerlof(1980)建立了一个社会习俗如何影响个体行为的模型，发现社会中认可并遵循某类行为规范的人越多，社会中的个人遵循这一规范的激励也就越高。信任环境较好的地区，人们会更恪守诚实守信的价值观，经理人在当地的生活经历也会潜移默化接受这种价值观，更好地履行委托代理关系，而不会进行损害股东利益的自利行为，进而降低现金流的滥用，降低投资-现金流敏感性。第二，较好的信任环境直接对经理人代理行为形成约束，降低投资-现金流敏感性。信任环境的“传递效应”或“连坐机制”会放大并加重对经理人自利行为的惩罚，导致经理人自利行为的成本上升，就会更倾向理性地放弃自利行为，选择与股东利益一致的行为，这将降低现金流的非效率利用，从而降低投资-现金流敏感性。第三，较好的信任环境间接地从外部约束经理人行为，降低投资-现金流敏感性。良好的信任环境可以降低交易主体之间信息不对称及其所造成的交易成本和风险，并引发对于高质量信息披露的需求和经理人监督水平的提高，增强资本市场运行的有效性(Guiso等，2008)。从而，经理人的自利行为更可能被股东、董事会甚至市场所观察，以此能有效地约束经理人自利行为，降低经理人代理行为影响下的投资-现金流敏感性。由此，我们提出假设1。

      假设1：在其他条件不变的情况下，地区信任环境越好，越能够显著降低民营企业的投资-现金流敏感性。

      (二)信任环境、公司治理与投资-现金流敏感性

      如假设1得证，则说明作为非正式制度的信任环境水平提高能够有效抑制经理人代理问题，进而降低公司的投资-现金流敏感性。除这种非正式制度外，在公司中更直接抑制经理人代理问题的制度设计是公司治理，尤其是内部监督治理能够提供有效的监管，抑制经理人代理行为。如集中的股权结构(Jensen和Meckling，1976)，更为有效和勤勉的董事会(Jensen，1993；Hermalin和Weisbach，1998；高雷和宋顺林，2007)以及更高的独立董事比例(John和Senbet，1998；唐雪松等，2007)等均能有效约束经理人代理行为。并且，与信任环境相比，内部监督治理由于存在具体的监管执行者和更直接的影响路径，其对经理人行为的约束也更为直接和强烈。

      在非正式制度影响的研究中，学者们普遍认为在监管较弱的环境中非正式制度更能发挥作用。McGuire等(2011)发现在投资者监管较弱的公司中，宗教传统更类似于一种监管的替代机制，能明显降低公司激进的财务报告行为；El Ghoul等(2011)研究发现在美国投资者监管较弱的公司中和监管较弱的时期(美国《萨班斯法案》实施前)，宗教氛围浓厚地区的公司进行股权融资时其融资成本相对更低，宗教代替了公司治理发挥作用。而在他们的逻辑中，宗教发挥作用的一个重要途径就是营造更好的信任环境。内部治理机制为解决委托代理人之间的利益冲突而产生，成为双方正式契约设计的一部分并对代理问题发挥积极作用(高雷和宋顺林，2007)，而重复博弈形成的非正式契约制度则通过声誉的惩罚效应督促个体自律行为(张维迎，2002)，以保证双方交易的完成，约束效果较弱。因此，我们可以预期：在内部监督治理较强的公司中，经理人会更多遵循内部监督治理，信任环境发挥的作用更为有限；而在内部监督治理较弱的公司中，信任环境则会作为替代性监管发挥作用，其对投资-现金流敏感性的影响更强。由此，我们提出假设2。

      假设2：在其他条件相同的情况下，民营企业的内部监督治理较弱时，高信任环境水平能够显著降低其投资-现金流敏感性。

      假设1检验了信任环境对投资-现金流敏感性的影响，但这种影响可能因经理人自身的代理程度高低而异。在公司治理的诸多制度设计中，除监督治理外，激励同样是公司治理的重点内容，学者普遍认为较高的薪酬激励能缓解经理人的道德风险和逆向选择，使代理人行为与委托人目标更为一致，是激励经理人的有效措施(Murphy，1985；Jensen和Murphy，1990；魏刚，2000)。因此，在薪酬激励水平较高、经理人代理问题较弱的情况下，高水平的信任环境所发挥的作用仅能削弱这种不太严重的经理人代理问题，其降低投资-现金流敏感性的作用会较弱；而在薪酬激励水平较低，经理人代理问题较严重的情况下，高水平的信任环境则能更充分地发挥作用，其有更大的空间缓解严重的经理人代理问题。戴治勇(2014)也发现地区普遍的信任环境对企业的激励机制具有重要影响，当薪酬激励不足时，信任环境表现出对于激励的替代效应。由此，我们提出假设3。

      假设3：相对于高薪酬激励水平民企，在低薪酬激励水平民企中，高信任环境水平能显著降低其投资-现金流敏感性。

      三 研究设计和模型检验

      (一)样本与数据

      本文以2003-2011年全部A股民营上市公司数据为初选样本，具体的筛选过程如下：(1)剔除财务等数据缺失的上市公司；(2)由于金融等行业上市公司的制度规定同其他行业存在较大差异，因此对金融保险类民营上市公司予以剔除。文中的财务数据和公司治理数据主要从香港理工大学和深圳国泰安联合开发的中国股票市场研究(CSMAR)数据库获得。信任环境数据来自“中国企业家调查系统”。为了消除极端值的影响，本文对数据库中连续变量按照0%～1%和99%～100%的取值范围对样本极端值采用winsorize处理。本文数据处理软件采用Stata12.0和SAS9.3。

      (二)模型设定和变量定义

      为了考察本文结论，我们构造如下回归模型：

      

      模型中涉及的变量及定义见表1。

      

      模型(1)中被解释变量为企业投资水平(Invest)，采用公司本年度现金流量表中“购建固定资产、无形资产和其他长期资产所支付的现金”除以期初总资产来表示(靳庆鲁等，2012)，考虑到回归分析中系数值可能偏小，为便于分析，将该数值乘以100后再进行衡量。现金流水平(CF)代表公司本年的现金流，等于公司本年现金流量表中的“经营活动现金流量净额”除以期初固定资产原值，根据定义，现金流水平(CF)的回归系数

就是投资-现金流敏感性。

      本文主要的解释变量为信任环境，数据来自2001年“中国企业家调查系统(Chinese Entrepreneurs Survey System，CESS)”对全国各省区信任环境的问卷调查。该调查覆盖了31个省份15 000名企业经理人，共有4600份有效问卷。信任环境的具体调查问题为“根据您的经验，您认为哪五个地区(省份)的企业比较守信用(按顺序排列)？”，各省信任环境得分为经理人所提供的排序得分整理的均值，具体计算如下：首先将排序转换为得分，排序第一到第五，相应得分为5到1。如22.7%经理人将上海排序为第一值得信任的地区，16.5%则将其排序为第二，8.7%、4.8%及3.7%的经理人将其排序为第三、第四及第五。则上海得分为：5×22.7%+4×16.5+3×8.7%+2×4.8%+1×3.7%=218.9%。地区之间的信任水平一般在一定时期内变化较小(张维迎，2002)，本文对于信任环境数据采用2001年的指数予以替代。该指标被文献广泛采用，如张维迎和柯荣住(2002)借助该指标研究信任对一个地区经济绩效的影响并分析影响信任的因素，Zeng和Zhang(2009)使用该指标研究其对资本结构的影响，刘凤委等(2009)基于该指标研究信任对企业交易成本和商业信用模式的影响，Ang等(2012)采用该指标研究中国高科技企业中社会资本对外商直接投资的影响，而戴治勇(2014)在研究法治水平和信任对企业激励薪酬设计的影响时也使用了该指标。

      在控制变量中，我们借鉴辛清泉等(2007)及屈文洲等(2011)的研究，选取了部分财务指标，包括企业负债与总资产比率表示负债水平(Lever)、企业规模(Size，年末总资产的自然对数)、成长性(Growth，以主营业务收入增长率表示)、上市公司上市年限(Age)和地区金融发展水平(Finindex)。其中，金融发展水平数据为来自于樊纲等(2011)所提供的市场化指数，该指数从政府与市场关系、非国有经济发展、产品市场的发育程度、要素市场发育程度以及市场中介组织和法律制度环境五个方面研究中国的市场化进程，本文选取要素市场发育中的信贷资金分配水平衡量地区金融发展水平，借鉴李文贵和余明桂(2012)，对2009年以后的市场化数据以2007年数据作近似替代。选取行业控制变量(Industry)，制造业按二级分类，其他行业按一级分类，剔除金融业后共21个行业；Year为年度控制变量。

      为验证假设2和3，本文在上述模型基础上根据公司治理指标进行分组检验，参考相关文献的公司治理指标设计(Hermalin和Weisbach，1998；高雷和宋顺林，2007)，内部监督治理变量主要选取股权集中度(Top1)、董事长与总经理是否两职兼任指标(Dual)、独立董事比例(Ind_dir)及董事会会议次数(Meeting)，以考察企业的监督治理水平的影响。其中，股权集中度根据中位数设置虚拟变量，高于中位数的为股权集中度高分组，取值为1，否则为低分组且取值为0。两职兼任为虚拟变量，当董事长与总经理兼任时取1，否则取0。独董比例根据独立董事人数占董事会人数的比例设置分组虚拟变量，高于中位数为独董比例高分组且取值为1，否则为低分组，取值为0。董事会会议次数选取包括董事会视频会议等召开的总次数，设置高、低频率虚拟变量，高于中位数为高频率组，取值为1，反之为0。

      选取董事、监事和高管前3名薪酬总额(Compexc)和高管前3名薪酬总额(Compmng)的自然对数衡量企业的薪酬激励水平(Jensen和Murphy，1990；魏刚，2000)。①根据薪酬水平中位数设置分组，如果薪酬激励水平超过行业中位数则为高激励水平分组，取值为1；而低于中位数的为低激励水平分组，取值为0。

      (三)描述性统计和相关性分析

      在进行相关分析之前，为降低异常值对于研究结论可能带来的影响，我们对连续变量按照0%～1%和99%～100%进行了winsorize处理，表2和表3分别给出了主要变量的描述性统计和相关系数统计结果。

      在表2中，信任环境从最小值为2.7(西藏)到最大值为218.9(上海)，标准差为60.56，表明不同地区之间的信任环境具有显著差异。企业投资水平(Invest)均值为0.061，最小值为0，最大值为0.474，说明企业的投资水平存在较大差异；企业现金流水平从最小值-0.216到最大值0.281，均值为0.038。民营企业的上市年限最大值为18，平均为6.8年。公司治理特征中，第一大股东持股比例均值为32.76%，标准差为14.47%，各企业持股也存在较大差异；董事长与总经理两职兼任的企业仅占到民营企业总样本的24.1%；民企中独董比例平均为0.363，满足独立董事至少占董事会成员人数1/3的相关要求；董事会会议次数最小值为3，最大值为21，年平均会议次数为8.835次；董事、监事及高管前3名薪酬总额和高管前3名薪酬总额自然对数由最小值0到最大值18.77，均值分别为13.66和13.49。

      

      表3报告了主要变量的相关系数，信任环境(Tr _cess)与企业投资水平(Invest)显著正相关，表明信任环境可以促进企业投资水平的增加。负债水平、成长性以及企业上市年限与企业投资水平显著负相关；经营性现金流、公司规模和金融发展水平与投资水平显著正相关。而现金流与信任之间并没有显著的相关关系。可以看出，主要变量之间的相关系数并不高，表明变量之间不存在严重的多重共线性。

      

      四 经验分析

      (一)信任环境与投资-现金流敏感性

      本部分主要考察信任环境对民营企业投资-现金流敏感性的影响。我们需要关注信任环境变量(Tr_cess)与经营活动现金流(CF)的交互项(CF×Tr_cess)的回归系数及其显著性。根据假设1，我们预期该交互项的系数为负。具体结果见表4。

      从表4可以看出，在回归(1)和(2)中，经营活动现金流(CF)在1%的显著性水平上对企业投资水平具有正向影响。增加控制变量的回归(2)结果显示，信任环境(Tr_cess)能够显著降低企业的投资水平，并且在10%的显著性水平上显著；而本文所关注的交互项(CF×Tr_cess)的回归系数显著为负，且在5%的显著性水平上显著。这表明地区信任环境好，可以显著降低民营企业的投资-现金流敏感性，验证了假设1。

      在控制变量中，负债水平(Lever)与企业投资水平负相关，并在1%的显著性水平上显著，表明债务风险对于企业投资水平有约束作用。企业规模(Size)与企业投资水平在1%的显著性水平上正相关，表明企业规模越大，企业的投资水平越高。成长性(Growth)与企业投资水平呈负相关关系，说明主营业务收入增长率较低，投资机会较少时，企业却进行了较多的投资，一定程度上支持了信任环境对于投资-现金流敏感性的影响基于过度投资的代理成本假说。上市公司年限(Age)与投资水平显著负相关，表明企业趋于成熟稳定时，投资量会降低；而金融发展水平显著提高了企业投资水平，表明外部市场环境越好，企业投资水平越高。

      (二)稳健性检验

      1.竞争性解释

      在对投资-现金流敏感性的解释中，除经理人代理问题外，还存在融资约束假说。融资约束假说认为，信息不对称使得企业内外部融资成本存在差异，当外部融资成本增加时，即使企业存在较好的投资机会也不得不放弃盈利的项目(Myers和Majluf，1984；Fazzari等，1988)；而自由现金流假说指出经理人基于代理问题谋取私利，会在投资机会较差时存在过度投资行为(Jensen，1986)。两者都表现为较高的投资-现金流敏感性，但在代理问题下投资-现金流敏感性更多表现为投资机会较差时以现金流谋取私利，偏向过度投资；而在融资约束下投资-现金流敏感性更多表现为投资机会好时无法获得融资，导致放弃净现值为正的投资项目，偏向投资不足。我们分别以投资效率和投资机会分组来对此进行检验。如代理问题成立，则信任主要影响的是过度投资，且在投资机会差的情况下影响更明显；如融资约束竞争性解释成立，则信任主要影响的是投资不足，且在投资机会好的情况下影响更明显。

      我们在分析过度投资与投资不足时，主要参考Richardson(2006)的模型，首先以模型估算出企业正常的资本投资水平，然后用该模型回归的正残差衡量过度投资(Over1)，值越大，过度投资越严重；负残差的绝对值衡量投资不足(Under1)，值越大，投资不足越严重。鉴于该模型中的现金持有指标可能包含了融资约束信息，我们将该模型剔除现金持有量指标重新回归，以新模型回归残差获得过度投资(Over2)和投资不足(Under2)，具体见附录模型。②在此基础上，我们构建模型(2)以过度投资与投资不足进一步考察信任环境对投资-现金流敏感性的影响路径，结果见表5回归(1)～(4)。模型(2)如下：

      

      投资机会以营业收入增长率(Growth)衡量，以中位数进行分组，高于中位数则为投资机会较好分组，低于中位数即为投资机会较差分组。回归结果见表5的(5)和(6)列。

      

      根据表5所示，回归(1)～(4)对于投资效率(过度投资和投资不足)类型的分析发现，在过度投资分组中，信任环境与现金流的交互项显著为负，而在投资不足分组中关系为负且不显著；回归(5)和(6)报告了投资机会较好和较差分组下信任环境对于投资-现金流敏感性的影响，结果显示，在投资机会较差时，交互项(CF×Tr_cess)显著为负，而在投资机会较好时，并不存在显著的相关关系。上述结论一致支持了代理成本假说，拒绝了融资约束的竞争性解释。

      2.信任环境的替代度量

      首先，针对信任环境指标进行替代，选取“中国城市商业信用环境指数(China City Commercial Environment Credit Index，简称CEI)”来衡量地区信任水平。CEI指标由中国管理科学研究院诚信评价研究中心编制，它从信用投放、征信服务、政府信用监管、失信违约惩戒、企业信用制度建设、诚信教育宣传普及、企业家感受等7个维度对中国各主要城市遵守信用的状况进行衡量，反映了城市信用经济发展状况、市场信用交易水平、社会信用体系运行效果等方面内容。该指数对2010年中国7大区域、30个省(市、自治区)和部分重点城市特征进行综合分析和评价(西藏和新疆两个自治区未列入评价范围)，③通过对284个城市设置若干二级指标和三级指标，采用综合评价分析法较为全面系统地反映了地区的信任水平。本文根据该指数构建信任环境(Tr_cei)，取值为[0，100]，取值越高，表明该地区信任环境越好。重复上述模型，回归结果见表6，由表6可见，原有结论不变。

      3.内生性问题

      在内生性的三种形式(测量误差、遗漏变量及反向因果关系)中，由于信任环境在一段较长时间内维持不变(张维迎，2002)，因而较少受到反向因果问题影响。但信任环境是调查数据，因此可能会存在测量误差及遗漏变量问题，我们参考刘凤委等(2009)的方法对此进行处理。现有文献指出经济发展水平、交通状况及公民教育程度等都会影响一个地区的信任程度(张维迎和柯荣住，2002)，因此，第一阶段先以信任环境对经济发展水平、交通情况和公民教育程度回归求出残差(Residual)，第二阶段再将残差作为解释变量重复前文研究。可以看出，信用环境的残差与现金流的交互项(CF×Residual_Tr_cei和CF×Residual_Tr_cei)显著为负，表明信任环境对投资-现金流敏感性具有削弱作用，与前文结论一致。具体回归结果见表6。

      

      4.其他方面

      借鉴陆正飞(2006)和魏峰(2005)的研究，企业投资水平可以用资产负债表中的“固定资产、长期投资及在建工程”的年度变化值表示，我们也采取该变量作为投资水平的代理变量进行分析。参考钱震杰(2006)在其研究中对债务和股利的考虑，我们将企业现金流定义为扣除债务利息、股利和所得税后的经营活动现金流净额，重复前文模型，得出了与前文基本一致的结论。对现金流指标采用利润加折旧、税前利润和税后息后利润等变量指标替代，得到的结论也一致。

      (三)信任环境的外部治理作用

      在得到信任环境通过降低经理人代理问题，进而降低公司投资-现金流敏感性稳健性结论的基础上，我们进一步验证假设2和3。

      1.信任环境、内部监督治理与投资-现金流敏感性

      为验证假设2，根据民营上市公司的公司治理状况，参考Hermalin和Weisbach(1998)及高雷和宋顺林(2007)的做法，本文选取股权集中度、两职分离、独立董事比例和董事会会议次数，具体分析信任环境对于代理问题的影响。具体来说，当股权分散或是两职兼任时，经理人代理问题可能更为突出；独立董事比例较低以及董事会会议召开频率较低时，公司内部的监督治理可能更为薄弱，有可能面临更为严重的经理人代理问题。我们通过对上述公司治理特征设置分组指标，分析信任环境对于投资-现金流敏感性的治理作用。具体结果见表7。

      表7分别给出了股权集中度高低分组、两职分离与兼任分组、独董比例高低分组及董事会会议频率高低分组中有关信任环境对于投资-现金流敏感性的回归结果。分析表7中的结果可知：现金流水平(CF)与投资水平(Invest)始终呈显著的正向影响。回归(1)和(2)表明，交互项(CF×Tr_cess)在低股权集中度组显著为负，而在高股权集中度组中没有体现出显著的相关关系；回归(3)和(4)结果表明，交互项(CF×Tr_cess)在两职分离分组中并没有体现出显著的相关关系，而在董事长与总经理两职兼任的分组中，呈现显著的负相关关系，表明信任环境对两职兼任下的代理问题具有显著的约束效应。在回归(5)和(6)分组结果中，在独董比例较低分组中，交互项在5%的显著性水平上为负，而独董比例较高分组中没有显著的相关关系。独立董事比例较高体现了较好的公司治理状况，而独董比例的下降可能导致经理人代理问题的加深。同样，董事会频繁召开会议能够增强对于经理人行为的约束，缓解信息不对称，当会议次数减少时，股东与经理层之间信息不对称增加，代理问题更为严重。在低会议频率分组中，回归(8)结果表明交互项在5%的水平上显著为负，而高会议频率分组该系数不显著，意味着信任环境构成了薄弱公司治理状况的外部治理机制，有效缓解了经理人代理问题。

      

      信任环境作为一种非正式制度，构成了企业经理人代理问题的外部监督机制，当企业内部监督治理不足时，较好的信任环境能够有效约束经理人代理行为，降低代理成本，进而有效降低其投资-现金流敏感性。

      2.信任环境、薪酬激励与投资-现金流敏感性

      为了验证假设3，本文根据董事、监事及高管前3名薪酬总额和高管前3名薪酬总额设置薪酬激励水平分组，即高激励分组和低激励分组。我们认为，低激励分组中的薪酬处于行业中的较低水平，体现为薪酬激励不足，此时经理人机会主义导致的代理问题可能更为严重。基于薪酬激励水平分组，本文对非正式制度环境对于经理人代理问题的治理作用予以分析，结果见表8。

      

      表8结果报告了信任环境对经理人薪酬激励契约的外部替代效应。具体来说，回归(1)、(3)和回归(2)、(4)分别为高、低激励水平分组下信任环境对于投资-现金流敏感性的影响结果。回归(2)和(4)的结果表明，交互项(CF×Tr_cess)的回归系数在低激励水平下显著为负，且至少在5%的显著性水平上显著；而对于高激励分组(1)和(3)并没有表现出显著的相关关系。这意味着信任环境好对于激励治理效应较差的低薪酬水平分组能够显著缓解经理人代理问题，好的信任环境能够显著降低其投资-现金流敏感性。上述结论支持了信任环境这一非正式契约在薪酬激励不足时，发挥外部治理的替代效应。

      本文研究结果表明，当内部监督治理或是经理人激励不足，即公司治理薄弱时，信任环境作为非正式制度对于正式契约的作用发挥具有替代效应。高水平的信任环境对经理人代理行为具有治理效应，能有效降低民营企业的投资-现金流敏感性。④

      五 研究结论

      本文基于2003-2011年中国A股市场民营上市公司数据为样本，从信任环境这一非正式制度的视角对其与投资-现金流敏感性之间的关系进行了分析。我们发现，好的信任环境水平高能够缓解民企的经理人代理问题，进而有效降低企业的投资-现金流敏感性。从公司治理出发，当内部监督治理薄弱时，可能会导致更为严重的经理人代理问题，高信任环境水平能够显著降低较弱监督治理的民企的投资-现金流敏感性，缓解代理问题，体现为外部治理的替代效应；同样，当公司的薪酬激励不足时，信任环境水平高对于激励不足的企业能显著降低其投资-现金流敏感性。地区信任环境对于代理问题下的过度投资具有显著影响，丰富了信任环境基于代理成本假说对经理人代理问题的影响研究。

      研究表明，良好的地区信任环境可以降低信息不对称导致的代理问题，从而缓解企业股东与经理人之间的利益冲突，降低了投资-现金流敏感性。外部信任环境作为经理人代理问题的重要外部监督约束机制，在一定程度上构成了内部公司治理(包括内部监督治理和薪酬契约治理)的替代机制。本文结论支持了信任这一非正式制度对于企业代理问题的影响，为从代理问题的视角研究外部制度环境对企业投资政策的影响提供了新的经验证据。

      

      本文参考Richardson(2006)的模型，并根据模型残差划分过度投资和投资不足，具体估算如模型(A1)；鉴于该预期模型中可能包含的融资约束信息，对该模型予以调整，剔除现金流指标(Cash)，具体如模型(A2)。

      

      其中，现金持有量(Cash)为上年末现金与短期投资之和与总资产之比，成长机会(Tobq)为上年末的托宾Q值，Return选取年度股票回报率，Age为上市年限，Size和Lever为上年总资产对数和资产负债率。如模型(1)定义。根据Richardson(2006)与辛清泉等(2007)等相关文献，Lever、Age符号为负，Cash、Size、Return符号为正。回归结果如附表1，回归(1)为模型(A1)回归结果，根据未调整Richardson(2006)模型估计；回归(2)为模型(A2)回归结果，根据剔除Cash指标调整的Richardson(2006)模型估计。变量符号与预期一致。根据未调整和调整的模型分别得到过度投资指标(Over1和Over2)和投资不足指标(Under1和Under2)。

      作者感谢两位匿名审稿人的宝贵意见，当然，文责自负。

      ①目前主要的薪酬激励方式包括货币薪酬、股权激励与隐性薪酬。其中，货币薪酬激励作为传统的激励方式，也更为主要地影响着企业经理人的行为。

      ②经典Richardson(2006)模型中的现金持有指标可能包含融资约束信息，残差衡量的投资效率指标可能难以控制融资约束的影响，本文修正这一模型，剔除现金指标进行处理。感谢审稿人的意见和建议。

      ③7大区域分别为渤海地区(北京、天津、河北、山东)、长江三角洲地区(上海、江苏、浙江)、珠三角及东南沿海地区(广东、福建、海南)、中部地区(山西、安徽、江西、河南、湖北、湖南)、东北地区(辽宁、吉林、黑龙江)、西南地区(云南、贵州、四川、重庆、广西)、西北地区(陕西、甘肃、新疆、青海、宁夏)及内蒙古，通过对不同地区的信用经济发展、市场信用交易增长及市场经济秩序等变化情况和发展趋势进行综合评价，反映区域间的横向差异。

      ④替换薪酬分组指标，以董事前3名薪酬和高管总薪酬取对数设置高低薪酬分组重复上述模型检验，结论不变；根据管理层持股比例中位数设置高与低、持股与不持股分组进行替代分析，结论不变；根据前3大股东持股比例分组重复上述分析，结论也与前文一致，结果备索。

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