基于自由现金流量的上市公司投资行为研究，本文主要内容关键词为：现金流量论文,上市公司论文,自由论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
一、问题的提出
自20世纪50年代以来，公司投资问题一直是现代公司财务理论研究的核心。1958年，美国学者Modigliani和Miller在其论文《资本成本、公司财务与投资理论》中，阐释了完美资本市场中公司投资决策与融资决策无关的观点。然而，有大量的证据证明，在现实经济活动中，投资决策会受到融资决策的影响。西方很多学者(Fazzari，Hubbard & Petersen，1988；Hoshi，Kashyap & Scharfstein，1991；Carpenter，1993；Himmelberg & Peterson，1994)通过实证研究发现，内部现金流量与投资支出存在显著的正相关关系。
关于投资对现金流敏感的原因，学术界有两种截然不同的解释。一种是由Jensen(1986)提出的自由现金流假说(Free-Cash-Flow Hypothesis)，即认为由于企业管理者存在谋求自身利益最大化的动机，实际的投资金额有可能超过企业的最优投资规模，但管理者并不需要为错误的投资决策支付成本，或者只承担其中很少的一部分，而投资过度带来的风险和损失，即投资者与管理者的代理成本，则主要由股东来承担，这不仅损害了投资者的利益，而且浪费了社会经济资源。另一种是由Myers和Majluf(1984)提出的融资约束理论，即认为当资本市场不够完善时，外部融资的成本高于内部融资成本，而对外融资的高昂成本使公司无法得到最优投资支出所需的资金支持，只能高度依赖内部融资，进而出现投资不足，这导致了投资规模对现金流十分敏感。
国外学者对于公司投资支出与内部现金流关系的研究由来已久，研究也较为系统和深入。Fazzari、Hubbard和Petersen(FHP，1988)对融资约束与企业投资—现金流敏感性之间的关系做了开创性的研究，发现融资约束与公司投资—现金流敏感性之间呈正向关系，而且会随着股利支付率的降低而增强，这就意味着低股利支付率公司的投资与现金流敏感性比高股利支付率的公司更高，即受融资约束较严重的公司投资与现金流的敏感性较高。Kaplan和Zingales(1997)通过理论和实证研究，得到与FHP相反的结论，即投资—现金流敏感性不是公司受到融资约束的必要条件，而且融资约束与投资—现金流敏感性之间呈负向关系。Vogt(1994)率先引入托宾Q与现金流量的交互影响变量，检验投资对现金流敏感的原因，结果证实了自由现金流理论和融资优序理论都对现金流量与投资支出的敏感性有一定的解释力。Vogt的实证结果显示，自由现金流问题主要存在于大规模、低股息分配率的企业中，融资顺序假说对小规模、低股息分配率的投资行为更具解释力。此后，一些学者采用Vogt的方法在模型中引入不同变量的交互内生变量来考察其共同的影响作用。Cleary(1999)以Kaplan和Zingles提出的理论为基础，探讨了企业投资决策与内部现金流量的关系，发现非融资约束企业的投资与内部现金流量呈现正相关关系。John、Sheree和Eugene(2004)检验了经济增长时期经理人激励对投资—现金流敏感性的影响，发现共同利益的增加减少了自由现金流量可能导致的过度投资行为，经理人激励的增加不会加强融资约束，且绩效激励能够减少经理人为逃避责任而产生的投资不足。
我国关于内部融资对投资行为影响的研究始于冯巍(1999)，他的研究结果表明，公司经营性现金净流量是公司投资决策的重要影响因素，当公司面临融资约束时，这种影响尤为显著。何金耿等(2001)从股利支付率的角度研究了投资与现金流量之间的关系，发现股利支付率越低，投资对现金流量的依赖越强，两者之间的敏感性是由管理者机会主义所致，低股利支付率不能说明公司面临的信息不对称程度较高。另外，郑江淮(2001)、饶育蕾(2006)、张中华等(2006)从股权结构的角度研究了投资与现金流之间的关系及其形成的原因，全林(2004)、唐国琼(2006)分析了不同公司规模下投资与现金流之间的敏感性，郭丽虹(2006)、刘星等(2006)从融资方式与融资结构方面研究了投资与现金流之间的敏感性关系，魏锋(2004)、连玉君等(2007)运用股利支付率、公司规模、股权结构等多重标准研究了投资—现金流敏感性。但是，在国内现有的研究文献中，还没有对内部现金流量的具体含义进行明确界定，很多实证研究是直接以经营活动现金净流量或是净利润与折旧之和等表示内部现金流量，而这并不能真实地反映企业可用于投资的现金流量水平。由于自由现金流量是企业经营活动现金净流量扣除维持性资本支出后的剩余部分，它比内部现金流量能更好地反映可用于扩张性投资的现金流量水平，因此，本文引入自由现金流量这一概念来替代内部现金流量，研究我国制造业上市公司投资与自由现金流量的关系，进而揭示出上市公司在投融资方面存在的问题，并为政策制定者提供决策建议。
二、研究假设
(一)投资与自由现金流量的关系
信息不对称理论认为，融资顺序的存在是由于管理者与外部资金供应者之间的信息不对称造成的，企业面临的是持怀疑态度的资金市场，而资金市场并不了解企业投资的预期回报，这会导致企业发行的股票价值低于其实际价值。相对于外部融资而言，公司更偏好内部融资，以此来满足投资的需求，从而使公司不必进入外部股权、债务市场或衍生工具市场来筹集资金。这样，对外融资的高昂成本使得公司无法得到最优投资支出所需的资金支持，当公司面临良好的投资机会时，只能高度依赖内部融资，从而出现投资不足，这就导致投资对自由现金流量非常敏感。
自由现金流量代理成本理论强调，融资顺序的存在是因为管理者在其权限范围内能便捷地利用内部资金，所以内部资金的机会成本很低。基于物质或非物质的因素，管理者都具有将资源投入到非盈利最大化项目的动机。由于内部融资处于管理者控制之下，并且内部融资越充裕，外部融资对管理者的监督和约束的可能性就越小，使得管理者更偏好内部融资，因此，公司投资对自由现金流量同样存在依赖性。
以上两种理论分别从融资和投资的角度，解释了投资与自由现金流量的敏感性关系，即在信息不对称、存在代理成本的条件下，企业的自由现金流量越多，投资支出也越多，二者之间存在正向的敏感性关系。在信息不对称条件下，融资约束理论下的投资不足和自由现金流假说下的过度投资都说明，在不完美的资本市场中，公司的投资与自由现金流量之间存在着相关性。在外部融资受到限制或公司自由现金流充裕的情况下，公司都偏好于使用自由现金流，投资与自由现金流存在正相关关系。
H1：投资与自由现金流量存在显著的正相关关系。
(二)不同融资约束下投资与自由现金流量的关系
在信息不对称条件下，相对于低融资约束上市公司而言，高融资约束上市公司外部融资的成本比内部融资的成本更高，更难从外部资本市场上筹集资金，这使得公司投资只能优先考虑筹集自由现金流，投资对自由现金流量的依赖关系也就自然而然地敏感起来。Fazzari、Hubbard和Petersen(1988)、Kashyap和Scharfstein(1991)、Schiantarelli和Sembenelli(2000)等的实证结论都支持了这一观点。但是，国外学者的研究结论是基于相应的资本市场环境、经济体制和法律环境等，而我国各方面的条件与国外有很大差异，因此，这一观点是否适合我国转型期的投融资环境，还有待进一步的验证。
H2：高融资约束组投资与自由现金流量的敏感程度高于低融资约束组。
(三)我国上市公司投资与自由现金流量敏感性的成因
我国上市公司的情况究竟是符合“自由现金流假说”还是“融资约束理论”?也就是说，是投资过度还是投资不足?我国上市公司与外部资金供应者即股东和银行之间虽然也存在信息不对称，但似乎不存在信息不对称理论所推断的融资约束问题(饶育蕾等，2006)，而且由于信息不对称的存在，使得上市公司面临的不是“融资约束”，而是“融资便利”。
从现实情况来看，我国上市公司普遍存在非最优的投资行为：一方面，很多行业重复建设，固定资产过度投资情况严重，给国民经济发展带来不利的影响；另一方面，我国资本市场尚不发达，上市公司融资渠道狭窄，企业投资资金不足。由于上市公司存在融资便利，经理人或大股东在投资决策中放松了对投资项目的严格审查，因此，过多的融资便利有可能成为上市公司过度投资的动力之一，对于少数公司而言，甚至可以导致其“投资放纵”。
H3：过度投资是我国上市公司投资与自由现金流量敏感性关系的主要成因，即自由现金流量与投资机会交互项的回归系数符号为负。
三、研究设计
(一)数据来源与样本选择
本文数据来源于深圳国泰安信息技术有限公司CSMAR系列研究数据库系统中的年报财务数据库和证券交易月数据库，即区间为2001～2005年(2001年数据只做控制之用)具有完整财务报表和证券交易数据的沪深两市A股制造业上市公司混合截面数据。制造业归属以中国证监会2001年4月发布的《上市公司行业分类指引》为依据，并按如下原则筛选样本：(1)选取2000年12月31日前上市的A股公司；(2)剔除各年ST、PT公司以及同时发行B股、H股或N股的公司；(3)剔除变更主营业务以及进行过资产重组的公司。最终筛选出382家制造业公司4年的数据，其中，深市有145家，沪市有237家，总共为1528个有效观测样本值。
(二)样本分组标准
为了克服股利支付率、公司规模、综合财务状况等分类标准的缺陷，本文选择净资产收益率和现金利息保障倍数指标作为样本分类标准来衡量我国上市公司的融资约束。同时，为了避免单一分类标准的局限，本文还采用净资产收益率和现金利息保障倍数相结合的双重分类标准来衡量上市公司的外部融资约束，即债务融资约束和股权融资约束。
1.净资产收益率(ROE)。净资产收益率是我国上市公司股权融资的硬性约束指标，本文从股权融资约束的角度将其作为样本的分类标准。
2.现金利息保障倍数(ECI)。现金利息保障倍数是银行、债权人对企业发放贷款的主要考察指标之一，本文从债务融资约束的角度将其作为样本的分类标准。
3.ROE和ECI的综合标准。ROE和ECI作为分类标准，可以分别衡量股权融资约束和债务融资约束，因此，ROE和ECI的综合标准能更好地反映企业受外部融资约束的状况。本文分别以上一期净资产收益率(ROE)和现金利息保障倍数(ECI)作为衡量本期公司受到融资约束程度的标准，分别以ROE＜6%、6%≤ROE＜10%、ROE≥10%以及ECI＜2、2≤ECI＜10、ECI≥10作为分组依据，确定高融资约束组、中融资约束组和低融资约束组。在此基础上，将两个组别中分别同时落入高融资约束组、中融资约束组和低融资约束组即交叉样本公司归为新的高融资约束组、中融资约束组和低融资约束组，确定了ROE和ECI综合标准组别。
(三)变量定义
本研究的因变量为资本性投资，解释变量为自由现金流量、营运资本投资、自由现金流量与投资机会的交乘项，控制变量为投资机会、现金存量及主营业务收入，所有变量的定义如表1所示。
(四)研究模型
1.模型一。根据研究假设H1、H2，在研究全样本投资与自由现金流量的关系以及分类后不同融资约束下投资与自由现金流量之间的敏感性关系时，本文引入了投资机会(托宾Q)、现金存量(CS)以及主营业务收入(SI)等变量。为了避免资本存量的影响，我们对除投资机会以外的其他变量以资本存量进行标准化，构建了模型一：
式中，
为投资对自由现金流的敏感系数，如果企业投资不依赖于自由现金流，的系数就应该为0；若的系数为正，就说明投资与自由现金流量正相关，投资随着自由现金流量的增加而增加；若的系数为负，则表示存在负相关关系。通过对比不同融资约束组别下的系数大小，可以判断不同融资约束程度下投资对自由现金流量的敏感性，进而研究外部融资约束程度对企业投资与自由现金流敏感性的影响。
2.模型二。信息不对称理论下的投资不足行为和自由现金流假说下的过度投资行为，都反映出自由现金流量对公司投资决策的影响力。因此，如果投资与自由现金流存在显著的相关关系，还需进一步检验其背后的动因，即假设H3要解决的问题。
为了探讨这一问题，本文引进Vogt(1994)模型，检验
系数的符号，进而判断是什么原因造成投资对自由现金流量的依赖。为此，我们构建了模型二：
若变量的系数为正，则结论支持信息不对称理论下的投资不足行为；若系数为负，则结论支持自由现金流假说下的过度投资说。
四、研究结果
(一)描述性统计
从表2的统计结果来看，总体而言，高融资约束组的
都小于低融资约束组，表明两者在统计上有一定的相关关系。ROE组别、ECI组别、ECI和ROE综合组别中高融资约束的样本公司分别占52.84%、33.55%和42.75%，从总体上说明我国制造业上市公司的经营业绩欠佳，受到了较高的融资约束。
(二)关系检验
由表3的回归结果可知，全样本及高融资约束、中融资约束和低融资约束三组样本的
回归系数均显著为正，这支持了假设H1，即投资与自由现金流之间具有正相关关系，企业资本性投资随着企业拥有的自由现金流量的增加而增加。无论是在ROE组、ECI组还是ROE和ECI综合组，低融资约束样本组的系数均大于高融资约束样本组，这一回归结果与假设H2不符。
高融资约束组和低融资约束组
的回归系数为负，而中融资约束组的回归系数为正，但都不显著。变量
的回归系数均为正，且三个组别中高融资约束组至少在0.1的水平上显著，这充分说明现金存量对投资有正的影响。同时，高融资约束组和低融资约束组变量
的回归系数显著为负，中融资约束组则不显著为正。
(三)动因检验
由表4中以ROE为分类标准的样本组的回归结果可知，低、中、高融资约束组
的回归系数为负，但不显著，说明在两种作用下(融资约束造成投资不足，管理者机会主义或自由现金流量代理成本造成过度投资)，管理者机会主义或自由现金流量代理成本造成过度投资的作用更强，即由自由现金流量代理成本引发的过度投资是主因。
在ECI组别中，低融资约束组的回归系数显著为负，说明高现金利息保障倍数组的上市公司投资与自由现金流量具有显著正相关关系的原因是由自由现金流量的代理成本引发的投资过度；中融资约束组的回归系数为正，低融资约束组的回归系数为负，但均不显著。
在ROE和ECI综合分组样本中，低融资约束组的回归系数显著为负，说明高净资产收益率且高现金利息保障倍数组上市公司的投资与自由现金流量之间的显著正相关关系主要是由自由现金流量的代理成本引起的。中融资约束组的回归系数显著为正，说明在两种作用下(融资约束造成投资不足，管理者机会主义或自由现金流量代理成本造成过度投资)，融资约束对投资与自由现金流量之间关系的影响更大，即管理者机会主义或自由现金流量代理成本造成过度投资的作用不明显。高融资约束组的回归系数不显著为负。
五、结论与建议
在模型一的10项回归结果中，
的回归系数全部显著为正，这验证了假设H1。在ECI组、ROE和ECI综合组，高融资约束组投资与自由现金流量的敏感性反而没有低融资约束组强，这与本文的假设H2以及与Fazzari、Hubbard和Petersen(1988)、冯巍(1999)、何金耿(2001)等的实证结论不一致，但与Kaplan和Zingales(1997)、Boyle和Guthrie(2003)、全林等(2004)的实证结论相符。在模型二的10项回归结果中，的回归系数有8项(占80%)为负，2项(占20%)为正，说明从总体上看，我国制造业上市公司存在过度投资行为，这基本上验证了假设H3，也与何金耿(2001)、饶育蕾等(2006)的研究结果一致。由此，我们可以得出三个结论。
结论1：自由现金流量越多，公司资产规模扩张投资越多。在当前信息不对称、资本市场不完善、公司治理机制不健全的条件下，制造业上市公司投资与自由现金流量存在显著的正相关关系，即自由现金流量越多，投资规模越大。
结论2：高融资约束(低ROE或ECI)样本公司投资与自由现金流量之间的敏感性弱于低融资约束的样本公司。由于企业进行外部融资会受到市场监管，因而管理者一般首先会利用自由现金流量进行投资，而不是去外部融资，这样即使是对于低融资约束的样本公司，投资与自由现金流量之间的关系也比较敏感。另外，我国制造业上市公司大部分由国企改制而成，长期以来的预算软约束惯性使得企业在绩效不佳甚至亏损的情况下，存在向政府、国有银行进行“政策性救济”的理性预期，这种预期扭曲了企业面临的真实融资约束，反映在企业的投资行为中，就是高融资约束公司投资对自由现金流的依赖程度明显低于低融资约束公司。林毅夫(2004)认为，预算软约束之所以存在，是由“政策性负担”造成的，即“政策性负担”扭曲了融资约束的真实性，削弱了融资约束下投资对自由现金流量的敏感性。
结论3：投资与自由现金流量的敏感性主要是由代理成本引发的投资过度造成的。全样本和分组样本的检验结果都支持我国制造业上市公司投资与自由现金流量之间的敏感性关系是由自由现金流量代理成本引发的投资过度造成的，这一研究结果支持了自由现金流量假说。
对于如何抑制经理人的过度投资行为，减少自由现金流量的代理成本，硬化企业的融资约束，提高企业的资源配置效率，本文将提出一些建议。
其一，企业应视自由现金流量水平和投资机会的不同，制定相应的财务政策。已有研究表明，公司自由现金流量的高低、投资机会的大小在很大程度上决定了自由现金流量代理成本的大小，从而影响公司价值和经理人行为。因此，应根据不同自由现金流量和投资机会等公司特征，进行正确的财务决策：(1)低融资约束、高FCF、低Q的公司，其自由现金流的代理成本问题比较严重，可以通过提高股利支付率、股票回购等来降低代理成本；(2)低融资约束、高FCF、高Q的公司具有很好的投资机会，且容易从资本市场上取得资金，自由现金流量的代理成本相对较低，应进一步发挥主业优势，提高投资效率，力争取得进一步的发展；(3)高融资约束、低FCF、高Q的公司具有较好的投资机会，但缺乏资金，应降低股利支付率，同时要拓宽融资渠道；(4)高融资约束、低FCF、低Q的公司不但盈利能力差，而且没有好的投资机会，应考虑企业战略转移，以寻求新的出路。
其二，弱化“政策性负担”的作用，硬化企业预算约束，提高资金使用效率。“政策性负担”造成的预算软约束，引发了企业违背融资约束理论的投资行为。预算软约束的存在，并非真正意义上的减少企业融资约束，而是扭曲了资金的使用成本，降低了资源的使用效率(朱红军等，2006)。制造业的上市公司大部分属于国有或国家控股，承担着较多的战略性政策负担和社会性政策负担，要真正弱化“政策性负担”的作用，硬化企业预算约束，抑制盲目投资行为，必须加快社会保障系统建设，发展劳动密集型中小企业，以减轻企业的社会性政策负担。
其三，营造良好的企业投融资环境。Rajan和Zingales(1998)、Beck等(1999，2002)的跨国比较研究表明，企业的融资约束不但受到企业规模、成长性及盈利能力等自身因素的影响，而且在很大程度上取决于国家的金融发展水平，如金融业的市场化程度、竞争程度以及信贷资金分配的市场化程度等。发达的金融市场能够降低信息不对称的程度，减少企业的融资约束，并通过这一微观传导机制促进经济的发展。因此，应大力发展和完善金融市场，为企业营造良好的投融资环境。
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