内部现金流量和企业投资——来自我国股票市场上市公司财务报告的证据，本文主要内容关键词为：财务报告论文,现金流量论文,上市公司论文,证据论文,我国论文，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。
企业投资水平的决定一直是宏观经济学、金融经济学和企业财务管理学关注的问题，然而关于决定企业投资的因素长期存在争论。（注：关于这方面的综述请参见参考文献（13）。）本文试图通过运用我国股票市场上市公司财务数据，在公司水平上考察企业内部现金流量对企业投资率决定的影响，揭示这一实证结论的理论意义和政策含义。本文考察了沪深交易所上市的135家制造业公司1995-1997年的样本数据， 将企业内部现金流量引进新古典综合派企业投资模型，检验引进新变量后模型和系数的显著度所发生的变化，以此判断内部现金流量对企业投资的影响。同时，根据样本公司每年现金股利派发预案情况，（注：现金股利派发预案是由上市公司自由决定的，由于派发现金股利会带来净现金流出，所以一般来说现金股利派发预案是反映公司当年融资约束的一个标志。）将样本公司分为存在融资约束和不存在融资约束两类；考虑到不同性质的企业融资能力差别，本文以样本公司是否属于国家经贸委确定的300户重点企业、获主办行制度支持的212户企业、或120 家国家重点企业集团之一为标准，将样本公司分为存在融资约束和不存在融资约束两类，分别考察内部现金流量对这两组不同的企业投资水平的影响。本文以下部分是这样安排的：第一节介绍样本数据和模型，第二节分析统计检验结果，第三节是主要结论总结及其理论意义。
一、样本数据和模型说明
1.样本区间和公司
本文分析的样本区间是1995-1997年，这三年我国宏观经济实现“软着陆”，经济增长速度逐渐回落。同时，1997年7 月爆发的东南亚金融危机对我国宏观经济健康运行产生一定程度影响。在这一区间内企业外部融资的约束会较为严重，企业内部现金流量对企业投资的影响较之宏观经济稳定增长时期会更为明显。
样本包括的135家公司是1995 年已经在沪深交易所上市而其三年来财务数据又可获得的全部制造业公司，占1995年沪深交易所311家A股上市公司的43.4%。样本公司资产规模最小的为1.1亿，最大的为209.4亿；行业分布几乎涉及所有的制造业部门。 其中属于国家经贸委确定的300户重点企业、获主办行制度支持的212户企业、或120家国家重点企业集团的上市公司为41家（下文这类企业称为G组，非该类企业称为NG 组）。根据上市公司年度分红派息预案，本文将每股现金股利低于0.05元的公司列为存在融资约束的公司（C组），高于0.05 元的公司列为不存在融资约束的公司（U组）。在样本区间内， 存在融资约束公司和不存在融资约束公司在各年度间分布如表1所示：
表1 融资约束公司不存在融资约束公司数量
公司数量 1995年1996年
C组6689
U组6946
G组 41
NG组 94
2.模型与假设
传统的新古典综合派企业投资理论认为决定企业投资水平的变量是资金使用者成本和企业投资机会这样的真实经济因素，因此传统的企业投资模型一般为如下形式：
I[,it]/K[,it-1]＝a[,i]+b[,1]R[,it-1]+b[,2]Q[,it-1]+u[,il] （1）
其中：I[,it]是i公司在t期的投资支出，K[,it-1]是i公司在t-1期的资产存量；R[,it-1]是i公司在t-1期的资金使用成本；Q[,it-1]是i公司在t-1期的投资机会。 该模型隐含的假设是企业的投资计划是在上期制订的。
根据资本市场不完善假说，将企业内部现金流量引进传统企业投资模型得到如下形式：
I[,it]/K[,it-1]＝α[,i]+B[,1]R[,it-1]+β[,2]Q[,it-1] +β[,3]CF[,it-1]/K[,it-1]+μ[,it] （2）
其中：CF[,it-1]是i公司在t-1期的内部现金流量。 如果资本市场不完善假说成立，那么企业内部现金流量应该对投资决策产生影响，方程（2）的显著度应该较之方程（1）有明显改善，同时内部现金流量的系数β[,3]应该是具有统计意义上的显著性。进一步，在不完善的资本市场上，如果内部现金流量对于存在不同程度融资约束的企业投资率具有不同程度影响，那么对存在融资约束企业和不存在融资约束企业进行分组估算，内部现金流量的系数β[,3]的大小和显著性应该具有明显差异。
3.样本数据
在下面的回归分析所运用的数据中，I[,it]用i公司在t期的固定资产与长期投资的增加值表示；K[,it-1]用i公司在t-1期的总资产表示；R[,it-1]用中国人民银行制定的一年期技术改造和基本建设贷款利率表示；Q[,it-1]用i公司在t-1期平均的托宾“Q”值表示，Q理论是由托宾（1969）提出并在此后被广泛采纳的用以衡量企业投资机会的一种方法，Q 常常被定义为：企业的在金融市场上的市场价值与该企业现有资本存量重置成本之比：（注：由于我国上市公司有上市流通股和非上市流通股之分，所以在本文中平均的托宾Q值可以表示为：Q[,t]＝（可流通股的市场价值+非流通股×每股净资产+有偿负债帐面价值）／所有者权益与有偿负债帐面价值之和。）CF[,it-1]是运用财政部1998 年制定的《企业会计准则——现金流量表》所规定的方法，对样本公司年度报告估算而得，与《准则》中“经营活动产生的现金流量”口径大致相同，只是将利息支付列入经营活动项，没有对财务费用进行调整。样本数据的主要特征如表2所示：
表2 样本数据的特征
变量 均值
I[,it]/K[,it-1]
5.814.57
7.45
5.14
6.92
(%) (9.73) (10.01) (9.15) (9.88) (9.51)
CF[,it-1]/K[,it-1]3.502.56
4.75
3.39
3.74
(%) (9.03) (7.97) (9.94) (9.40) (8.20)
Q[,it-1] 1.321.30
1.34
1.38
1.23
(0.25) (0.24) (0.26) (0.28) (0.17)
注释：括号内是变量的标准差
数据来源：1996-1988年《中国证券报》、《上海证券报》和《证券时报》刊登的上市公司年报。
中诚信证券评估有限公司主编（1988中国上市公司基本分析），兵器工业出版社出版。
本研究采用的样本是时间序列与横截面数据的混合样本。采用混合样本时，如果解释变量中含有滞后变量，回归分析的结果将出现显著的偏差。由于本研究采用的回归方程解释变量中没有滞后变量，因此混合样本的使用不会带来显著的偏差。
二、检验结果分析
运用上述混合样本数据对方程（1）和方程（2）进行回归分析，考察总体样本引进内部现金流量变量后对企业投资的影响，回归结果见表3：
表3总体样本回归结果
方程显著性检验 参数估计
Q R CF
方程 r[2]＝0.028 4.889 2.308
(1) F=3.441(1.961)[1]
(0.042)
(0.034)[3] (0.051)[2]
(0.042)
方程 r[2]＝0.076 4.242 2.148 0.241
(2) F=6.644
(1.737) (1.946)
(3.566)
(0.000)
(0.084) (0.053)
(0.000)
注释：括号1内为参数显著性t检验值，括号2内为参数显著性t检验p值，括号3内为方程显著性F检验p值。
由表3可见，将企业内部现金流量引进企业投资决定方程中， 不仅方程的显著性得到较大地改善（F检验值由3.441提高到6.664）， 而且在方程（2）中内部现金流量的系数十分显著（t检验值高达3.566，其p值趋近于0）。 这表明在样本区间内企业外部融资的信息成本约束了企业投资的形成，企业内部现金流量成为企业投资决定的重要影响因素，与资本市场不完善假说的结论是相一致的。这一情况的出现有两方面的原因：
第一，在样本区间内，企业外部融资行为越来越市场化了，资产负债比例管理和信贷资产五级分类法的推广实施以及金融风险问题越来越受到重视，使得资金供应方对融资企业的财务状况更为关注，依赖外部融资的企业投资自然会受到内部现金流量的影响。应该说，这是我国融资体制近年来朝着市场化方向改革的进步表现。
第二，如前所述，在样本区间内我国宏观经济运行处于缓慢回落的阶段，预期的作用将会调低企业净财富的价值。此时，作为衡量企业净财富水平标志的企业内部现金流量则倍受资金供应方关切，内部现金流量对企业投资的影响较宏观经济迅速增长时期表现得更加明显。
表3中技术改造和基本建设贷款利率R的系数符号无论是在新古典综合派企业投资模型中，还是在引进内部现金流量后的企业投资模型中都表现为正数，也即随着利率水平的降低企业投资率也相应地降低，这与传统的企业投资模型中都表现为正数，也即随着利率水平的降低企业投资率也相应地降低，这与传统的企业投资理论相悖。这可能是因为使用的利率为中央银行制订的官方利率，没有较好地反映企业外部融资的真实成本。而且在样本区间内，中央银行更加重视金融宏观调控，表现为根据通货膨胀率和经济增长率不断微调利率水平，一年期技术改造和基本建设贷款利率从1995年7月的12.24%下调至1996年8月的10.8%， 因此变量R可能更多地是体现了宏观经济景气指标。 利率与企业投资率在样本区间内同方向的变动可能是我国这样特殊的利率政策的一种表现。
由于我国上市公司股权结构相当复杂，有上市流通股和非上市流通股，上市流通股又分为A股、B股、H股等， 且各市场之间存在比较严重的分割性，尤其是A 股市场价格波动与上市公司真实价值之间有多大的联系存在极大的疑问，因此据此计算的Q 值可能难以完善地表现企业的投资机会。然而表3给出的回归结果在一定程度上可以打消这种疑虑， 样本公司Q值对投资率的决定发挥着显著作用（在方程1和方程2中，Q值系数的显著度分别为0.05和0.1）。也就是说，样本公司Q值较好地表现了上市公司的投资机会，股票市场作为前瞻性的市场，这种功能在我国股票市场上得到一定程度的体现。
在表1 中本文根据企业年度分红派息预案和企业类别不同将总体样本分为存在融资约束和不存在融资约束两组，表4 列出了引进内部现金流量后分组回归的结果。
由表4可见，根据企业年度分红派息预案不同，存在融资约束的C组企业投资率主要是由企业上年度内部现金流量决定，其显著性水平高达0.002；而投资机会和利率水平对C组企业投资率的影响在统计上不具显著性。不存在融资约束的U组企业投资率则与C组不同，主要取决于利率水平，内部现金流量对U 组企业投资率的影响没有统计意义上的显著性。根据企业类型不同，存在融资约束的NG 组企业与不存在融资约束的G组企业之间也存在类似的差别，内部现金流量决定着NG组企业投资，其显著性水平高达0.001；而G组企业投资率则取决于投资机会和利率水平这样的真实变量。分组回归结果表明，尽管内部现金流量对企业投资率存在普遍的影响，但是这一影响的力度在不同企业之间并不是完全一致的，在样本区间内存在融资约束的企业投资率主要受制于内部现金流量，不存在融资约束的企业投资率来自于内部现金流量的约束则不明显。
表4 分组样本回归结果
组别参数估计值
Q
R CF
3.093
0.622 0.333
C组(0.853) (0.395)(3.167)
(0.395)[2] (0.693)(0.002)
U组 2.842
3.272 0.142
(0.837) (2.005)(1.595)
(0.404) (0.048)(0.114)
G组17.845
3.719 0.158
(2.903) (1.943)(1.260)
(0.005) (0.056)(0.213)
NG组3.371
1.758 0.256
(1.207) (1.298)(3.250)
(0.229) (0.196)(0.001)
注释：括号1内为参数显著性t检验值：括号2内为参数显著性t检验p值。
三、主要结论及其含义
稳健的企业投资行为对于宏观经济的稳定来说十分关键，主流的新古典综合派企业投资理论认为企业投资主要取决于投资机会和资金使用成本等真实因素，在实践中主张用反周期的财政政策和货币政策影响企业投资环境和外部融资成本，以引导企业投资行为。然而本文的实证研究结果表明企业内部现金流量是企业投资决定的重要影响因素，当企业面临融资约束时这种影响则尤为显著。也就是说，在真实经济因素之外，影响企业投资行为还存在另一个渠道——公司财务状况，这却恰恰被新古典综合派宏观经济学忽略了。所以在考察宏观经济政策时，必须强调微观基础，不同时期企业不同的财务状况和内部现金流量对宏观经济政策的效力会产生不同的影响。
一个明显的例子是对货币政策效力的认识。在新古典综合派宏观经济学看来，紧缩性货币政策对企业投资的抑制作用与扩张性货币政策对企业投资的刺激作用是一致的，但是考虑到内部现金流量对企业投资的影响，货币政策的效力就具有不对称性。当宏观经济运行处于繁荣阶段时，由于对企业前景乐观的预期和资本市场充裕的资金头寸，企业面临的融资约束较少，企业投资主要受利率和企业投资机会的影响。此时，若采用紧缩性货币政策，一方面会提高资本市场的利率水平，另一方面会影响企业的投资预期，两者的共同作用能够有效地抑制企业投资的形成。当宏观经济运行处于萧条阶段时，企业将普遍面临融资约束，企业投资则主要受内部现金流量的影响。此时，若采用扩张性质货币政策，尽管能够降低资本市场利率水平和企业外部融资成本，但是对于存在融资约束的大多数企业来说，由于其投资主要受制于内部现金流量的状况，扩张性货币政策对企业投资的刺激作用将是十分有限的。本文的实证研究结果也显示，在样本区间内，存在融资约束的C组和NG 组企业投资率主要受内部现金流量的影响，比同期不存在融资约束的U组和G组企业投资率分别低2.88和1.78个百分点，样本区间内连续降低利率的扩张性质货币政策对存在融资约束企业投资率的刺激作用有限。
必须强调指出的是，内部现金流量对企业投资行为的影响是建立在企业外部融资行为市场化的背景之下，资本市场信息不对称性才是内部现金流量与企业融资成本和企业投资决策联系起来的根本原因，而非市场的融资安排将会削弱这种联系。
本文考察的受到政府支持的G 组企业投资决定几乎不受内部现金流量的影响，Hoshi（1991）在考察日本企业集团（keiretsu ）中的企业投资行为时也得到了类似的证据，他们发现由于集团内部银行与集团内企业特有的关系，内部现金流量对企业投资的影响要比对非集团企业投资的影响要小得多。尽管非市场的融资安排有助于企业投资决策摆脱来自内部现金流量的约束，促进企业投资水平稳定增长，但是过分脱离资本市场选择的企业投资行为蕴涵着巨大的风险，缺少市场约束的企业投资可能会盲目扩张，由此带来的大量不良债权会危及金额体系的安全。在这次东南亚金融危机中日本和韩国的企业所暴露出来的问题就是一个例证。解决内部现金流量对企业投资影响的根本出路在于一方面提高资本市场效率，降低资本市场融资的信息成本；另一方面必须提高企业盈利能力和内部现金流量水平，改变企业投资过分依赖外部融资的局面。
最后，内部现金流量对企业投资决策的影响对我国的企业具有特别重要的意义。本文的实证分析发现，存在融资约束的C 组企业和不存在融资约束的U组企业平均产负债率分别为48.88%和41.65%，两者相差7.23个百分点， 由此带来的财务费用占企业内部现金流量的比例分别为62.9%和28.2%，前者比后者高出一倍多。也就是说，企业资产负债率以及相关的财务费用对企业内部现金流量水平和企业外部融资约束程度具有重要影响。本文实证分析的样本公司全是上市公司，与一般的企业相比上市公司的资产负债率远低于62%的企业总体平均水平，而且上市公司享受15%企业所得税率，一般企业则为33%，因此可以预见如果将考察范围推广至全国的企业，面临融资约束的企业比重将会更高，内部现金流量对企业总体投资水平的制约作用表现将更为明显。尤为严重的是，有证据显示内部现金流量对企业的设备投资和R＆D投资的约束一般说来又强于企业其他的投资支出（希姆伯格与彼特森，1994）。在企业创新能力越来越重要的今天，这一点尤其值得引起人们的重视。
我国企业内部现金流量水平低，投资严重依赖外部融资的局面有企业盈利能力低自身的原因，但由于历史和制度的原因我国企业资产负债率普遍偏高，财务费用比例过重也是造成企业内部现金流量水平低的因素之一。从这个意义上讲，发展资本市场拓宽企业股权融资渠道，改善企业资本结构也会有助于形成稳健的企业投资行为，提高企业创新能力从根本上改善企业盈利能力和竞争力，从而为宏观经济政策的实施构造健康的微观基础。
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