預算軟約束、過度投資和股權(quán)再融資

n更多企業(yè)學院： 中小企業(yè)管理全能版183套講座+89700份資料總經(jīng)理、高層管理49套講座+16388份資料中層管理學院46套講座+6020份資料國學智慧、易經(jīng)46套講座人力資源學院56套講座+27123份資料各階段員工培訓學院77套講座+ 324份資料員工管理企業(yè)學院67套講座+ 8720份資料工廠生產(chǎn)管理學院52套講座+ 13920份資料財務管理學院53套講座+ 17945份資料銷售經(jīng)理學院56套講座+ 14350份資料銷售人員培訓學院72套講座+ 4879份資料預算軟約束、過度投資與股權(quán)再融資李昊（天津財經(jīng)大學，）內(nèi)容摘要：本文旨在研究預算軟約束環(huán)境與我國上市公司股權(quán)再融資的關(guān)系。首先，根據(jù)DM動態(tài)模型，構(gòu)建了企業(yè)股權(quán)再融資決策模型；進而以2004年我國所有上市公司為樣本，在控制相關(guān)變量的影響后，研究發(fā)現(xiàn)：在預算軟約束環(huán)境下，上市公司普遍存在過度投資現(xiàn)象，而且國有企業(yè)比民營企業(yè)過度投資傾向更為強烈；上市公司股權(quán)再融資偏好與過度投資正相關(guān)，國有企業(yè)比民營企業(yè)股權(quán)再融資偏好更為強烈。市場化進程與政府干預程度與上市公司股權(quán)再融資偏好不顯著相關(guān)。最后本文提出了相應的政策建議。關(guān)鍵詞：預算軟約束；過度投資；股權(quán)再融資；偏好一、引言與文獻綜述公司上市后進行股權(quán)再融資（Secondary Equity offering, SEO）的方式主要有兩種：向現(xiàn)有股東配股和向市場增發(fā)新股。對于股權(quán)再融資行為的研究，我國學術(shù)界主要關(guān)注兩個方面：一是股權(quán)再融資偏好；二是股權(quán)再融資的長期業(yè)績之謎（New Issues Puzzle），即公司在股權(quán)再融資之后的長期業(yè)績出現(xiàn)了下滑現(xiàn)象。西方的理論和實證研究都表明，企業(yè)優(yōu)先偏好內(nèi)部融資，其次是債務融資，最后才是股權(quán)融資，即所謂的融資順序理論（Myers，1984；Myers 和 Majluf，1984）。而中國上市公司卻存在顯著的股權(quán)融資偏好（黃少安和張崗，2001）。我國很多學者從不同角度給予了解釋。有的學者認為股權(quán)融資成本低（高曉紅，2000；黃少安和張崗，2001；蔣殿春，2003；吳江和阮彤，2004）；有的學者認為企業(yè)資本規(guī)模和自由現(xiàn)金流越低, 凈資產(chǎn)收益率和控股股東持股比例越高, 則企業(yè)越有可能選擇股權(quán)融資方式（陸正飛和葉康濤，2004）；有的學者認為是大股東控制權(quán)隱性收益和“隧道效應(tunneling effect)”的影響（張祥建和徐晉，2005）；有的學者認為是通過股權(quán)再融公司可以資侵占公眾投資者利益。自從Loughran and Ritter(1995)發(fā)現(xiàn)美國公司股權(quán)再融資后的長期回報率遠低于同期沒有股權(quán)再融資公司的長期回報率以來，世界各國都對此問題展開研究。在我國同樣也發(fā)現(xiàn)了類似的現(xiàn)象（原紅旗，2002；曾昭武，2004；汪宜霞和夏新平，2004；曾穎和陸正飛，2006）。同樣，對于該現(xiàn)象很多學者也從不同角度給予了解釋。Loughran and Ritter(1997)從“機會之窗（windows of opportunity）”理論，Jensen(1986)用“自由現(xiàn)金流假說（Free Cash Flow）”理論解釋了股權(quán)再融資企業(yè)長期業(yè)績下滑的現(xiàn)象。除上述原因外，國內(nèi)學者還認為再融資前的盈余管理現(xiàn)象是導致再融資后企業(yè)業(yè)績下滑的主要原因（呂長江等1999；孫錚和王躍堂，2000；陳小悅等，2000；陳信元等，2003；原紅旗，2002、2004；雷光勇，2006）；有的學者從上市公司“圈錢”的角度做出了解釋（李志文和宋衍蘅，2003；朱云和吳文鋒等，2007）；還有的學者從股權(quán)結(jié)構(gòu)的角度做出了解釋（劉力，2003；吳江和阮彤，2004；張祥建和徐晉，2005）。在以新興加轉(zhuǎn)軌為主要特征的中國資本市場上，政府行為對于資源配置具有重要影響，然而根據(jù)上述文獻分析我們發(fā)現(xiàn)，學術(shù)界對于我國上市公司的股權(quán)再融資的研究主要集中行為的表象及其簡單原因的分析，很少有文獻對股權(quán)再融資行為背后的動機及其政府、制度層次的原因進行深入研究。因此，在分析我國上市公司所處的深層特殊環(huán)境的基礎(chǔ)上，探討上述環(huán)境對股權(quán)再融資行為的影響是非常重要的。這有助于深刻解釋我國上市股權(quán)再融資行為背后的動因與政府行為。本文認為，預算軟約束理論可以較好的解釋我國上市公司股權(quán)再融資行為。預算軟約束理論最早是由Kornai(1980)提出的，用來描述存在政府干預時，由于企業(yè)經(jīng)營者存在政府救援的理性預期，企業(yè)的資金運用超過了它當期收益范圍的現(xiàn)象。Kornai(1980)將預算軟約束的起因歸結(jié)為社會主義政府的“父愛主義”(Paternalism)，李稻葵(1992)認為，公有制可能是社會主義比資本主義更容易受預算軟約束影響的原因。Sheleifer和Vishny(1996)認為國家追求就業(yè)目標或領(lǐng)導人獲取政治上的支持是產(chǎn)生預算軟約束的主要原因。林毅夫等（2004）認為政策性負擔導致了預算軟約束現(xiàn)象。Dewatripond和Maskin(1995)將預算軟約束視為內(nèi)生的現(xiàn)象，起因于時間非一致性問題（time inconsistent problem），DM理論分析框架在當前的文獻中得到廣泛的運用。辛清泉，林斌（2006）認為軟約束環(huán)境是導致國有企業(yè)投資扭曲的主要原因。企業(yè)的過度投資必然伴隨著對資金的過度需求，由于我國國有企業(yè)本身負債率偏高（田利輝，2004）和金融市場化程度不斷提高，金融機構(gòu)預算軟約束逐漸硬化，股權(quán)融資便成了企業(yè)解決資金需求的主要方式迄今為止，在我國尚無研究直接提供軟約束環(huán)境、過度投資與股權(quán)再融資行為理論探討與經(jīng)驗證據(jù)。鑒于此，本文嘗試研究軟約束環(huán)境下，過度投資與股權(quán)再融資行為的關(guān)系。本文以下部分的安排如下：第二部分為基準模型，第三部分假說提出，第四部分研究設(shè)計，第五部分為實證結(jié)果，第六部分為研究結(jié)論與啟示。二、基準模型（一）基準模型的提出對于股權(quán)再融資行為表象的研究主要集中在股權(quán)融資偏好和股權(quán)再融資企業(yè)的長期業(yè)績下滑兩個方面，對于表象的研究很多（如前文所述），在此不再贅述。雖然我國一些學者對于股權(quán)再融資行為動因進行了較為系統(tǒng)的研究，例如李志文等（2003）認為該動機是“圈錢”，張祥建等（2005）認為該動機是大股東控制下的“隧道效應”，但本文認為軟約束環(huán)境下，通過DM理論框架下企業(yè)股權(quán)再融資行為模型的分析，可以為我國上市公司偏好股權(quán)再融資偏好提供合理的解釋；同時，政府與企業(yè)博弈的結(jié)果必然導致企業(yè)過度投資行為，這對于解釋股權(quán)再融資企業(yè)的長期業(yè)績下滑現(xiàn)象也具有較強的理論解釋力。上述思路可由下圖表示：股權(quán)再融資行為動因（預算軟約束環(huán)境）股權(quán)再融資行為表象DM理論框架下企業(yè)股權(quán)再融資行為模型過度投資股權(quán)再融資偏好股權(quán)再融資企業(yè)的長期業(yè)績下滑圖：研究分析圖（二）基于DM理論分析框架的上市公司股權(quán)再融資行為模型Dewatripond和Maskin(1995)提出的動態(tài)分析思想，即把預算軟約束行為歸因于時間非一致性問題。在DM的理論分析框架下，分析了我國上市公司股權(quán)再融資行為。假設(shè)在該模型,有兩個參與者，分別是政府與企業(yè)家，其中政府是資金的提供者（具體表現(xiàn)為批準上市公司股權(quán)再融資），擁有項目的上市公司經(jīng)營者是資金的需求者；上市公司已經(jīng)不能從銀行等機構(gòu)貸款（財務風險等原因），但可以選擇進行股權(quán)融資和不進行股權(quán)融資。具體模型如下圖所示：上市公司第一階段第二階段壞項目（1-P）不進行SEO進行SEO好項目（P）由上圖所知，如果不進行股權(quán)再融資，政府和上市公司經(jīng)營者的收益分別是；如果進行股權(quán)再融資，且投資的項目是好項目（能帶來正的凈現(xiàn)值，概率為P），則政府和上市公司經(jīng)營者的收益分別是；如果進行股權(quán)再融資，且投資的項目是壞項目（能帶來負的凈現(xiàn)值，概率為1P），則政府和上市公司經(jīng)營者的收益分別是。同時，還有兩個關(guān)鍵假設(shè)。一是，假設(shè)投資好項目時企業(yè)經(jīng)理的收益小于投資壞項目時企業(yè)經(jīng)理的收益，即小于，因為壞項目時間長，不確定因素多，導致經(jīng)理具有更多的控制權(quán)收益；二是，假設(shè)投資好項目時政府的收益大于投資壞項目時政府的收益，即大于，因為政府有更多的稅收。具體分析如下1當，時，即進行股權(quán)再融資狀態(tài)下企業(yè)經(jīng)營者的期望收益和政府的期望收益都大于不進行股權(quán)再融資狀態(tài)下的收益。在這種情況下，企業(yè)有股權(quán)再融資傾向，政府也會批準企業(yè)股權(quán)再融資。2當，時，即在進行股權(quán)再融資狀態(tài)下企業(yè)經(jīng)營者的收益大于不進行股權(quán)再融資狀態(tài)下的收益，同時，在進行股權(quán)再融資狀態(tài)下政府的收益小于不進行股權(quán)再融資狀態(tài)下的收益。在這種情況下，企業(yè)有股權(quán)再融資傾向，政府不會批準企業(yè)股權(quán)再融資。3當，時，即在進行股權(quán)再融資狀態(tài)下企業(yè)經(jīng)營者的收益小于不進行股權(quán)再融資狀態(tài)下的收益，同時，在進行股權(quán)再融資狀態(tài)下的政府收益小于不進行股權(quán)再融資狀態(tài)下的收益。在這種情況下，企業(yè)沒有股權(quán)再融資傾向，政府會鼓勵企業(yè)進行股權(quán)再融資。4當，時，即進行股權(quán)再融資狀態(tài)下企業(yè)經(jīng)營者的期望收益和政府的期望收益都小于不進行股權(quán)再融資狀態(tài)下的收益。在這種情況下，企業(yè)沒有進行股權(quán)再融資傾向，政府也不會批準企業(yè)股權(quán)再融資。由于存在企業(yè)的經(jīng)營者實施經(jīng)營管理權(quán)的收益，這些收益包括物質(zhì)方面的（如權(quán)錢交易的便利、辦公條件的優(yōu)越等），也包括精神方面的(控制欲的滿足和下屬人員普遍的敬畏心理)。因此，我們可以推導出，即企業(yè)經(jīng)營者在投資壞項目的收益大于投資好項目的收益，同時上述收益都大于沒有進行再融資時企業(yè)經(jīng)營者的收益。從而，我們可知企業(yè)都會有股權(quán)再融資偏好，但能否再融資成功，還取決于政府的態(tài)度。對于政府而言，當時會支持企業(yè)股權(quán)再融資，反之，則會反對。解上述不等式可得當時，政府會支持，反之，政府會反對。由于我國政策性負擔和社會性負擔所導致的預算軟約束環(huán)境（林毅夫，2004），在極端情況下可能會出現(xiàn)即使企業(yè)投資壞項目時政府的收益大于不投資時的收益（政府的收益不僅僅是稅收，還包括由于企業(yè)的這項投資帶來的政策性負擔和社會性負擔的減輕）。因此，政府支持支持的方式有財政補貼（陳曉、李靜,2001）、資產(chǎn)重組（陳信元、葉鵬飛和陳冬華,2003）、關(guān)聯(lián)交易（Jian and Wong,2004）等。企業(yè)股權(quán)再融資的概率大大提高了。綜上所述，上市公司經(jīng)營層本身就具有股權(quán)再融資的傾向，加之政府支持的可能性又比較大，所以造就了我國上市公司股權(quán)再融資的偏好。同時，由于不管投資好項目還是壞項目，企業(yè)和政府都能獲益，過度投資便不可避免?？茽柲伟堰@種現(xiàn)象稱為“投資饑渴癥”。三、假說提出1 本文根據(jù)終極控制權(quán)把上市公司劃分為國有上市公司與民營上市公司。易綱、林明(2003)的分析表明,國有企業(yè)經(jīng)理一直存在著“費用”最大化、進而導致投資最大化的傾向。由于國有上市公司和政府之間存在著某種政治關(guān)系，投資失敗并不會遭受到政府嚴厲措施的處罰，相反，政府還可能通過各種優(yōu)惠措施(如稅收減免、幫助企業(yè)獲得銀行貸款減免或展期等)來支持企業(yè)。反過來，企業(yè)對這種來自政府的預算軟約束的預期又會進一步刺激國有企業(yè)經(jīng)理做出過度投資的決策。 Hart、Shleifer和Vishny(1997)認為，也不能排除民營企業(yè)通過賄賂等手段保持與政府的特殊關(guān)系，但一般意義上講，國有企業(yè)比民營企業(yè)更容易獲得預算軟約束。Richardson(2006)將過度投資定義為超出企業(yè)資本保持和凈現(xiàn)值為正值的新投資后的投資支出。鑒于上述分析，本文提出如下研究假設(shè)：假設(shè)H1 ：在預算軟約束環(huán)境下，國有企業(yè)和民營企業(yè)過度投資傾向更為強烈。2 由于信息不對稱和代理成本的存在，企業(yè)的投資決策和融資決策之間存在交互影響 (Stein，2002)。經(jīng)理的帝國主義(empire-building)容易導致企業(yè)過度投資，因為經(jīng)理可以從控制更多的資源中獲取個人私利（Jensen，1986)。企業(yè)的過度投資必然伴隨著對資金的過度需求，而有關(guān)研究表明,企業(yè)面臨一定的負債能力約束(debt capacity)，Tirole (2001) 進一步證明了,在存在道德風險情況下,借款人的負債能力主要取決于其自有資本規(guī)模，若其自有資本規(guī)模較高，則企業(yè)可獲得的信貸限額也較高。同時，隨著我國金融市場化程度不斷提高，金融機構(gòu)預算軟約束逐漸硬化，上市公司股權(quán)再融資便成了企業(yè)解決資金需求的重要方式。鑒于上述分析，本課題提出如下研究假設(shè)：假設(shè)H2 ：上市公司股權(quán)再融資偏好與過度投資正相關(guān)，國有企業(yè)比民營企業(yè)股權(quán)再融資偏好更為強烈。3在預算軟約束環(huán)境下，企業(yè)預期能夠從政府得到相應的幫助，因此，企業(yè)經(jīng)理為了擴大自己的控制權(quán)收益有強烈的增長沖動。這樣，過度投資主要在動機、行為以及后果方面與正常投資存在顯著不同。主要表現(xiàn)在上市公司股權(quán)再融資后隨意改變募集資金的投向、投向風險比較大的項目等。但是，公司所處地區(qū)的市場化進程越快、政府干預越少、法治水平越高, 企業(yè)預期能夠從政府得到相應的幫助的可能性越少。鑒于上述分析，本課題提出如下研究假設(shè)：假設(shè)H3 ：市場化進程越快、政府干預越少，上市公司股權(quán)再融資偏好負相關(guān)。四、研究設(shè)計（一）樣本與數(shù)據(jù)來源本文樣本選自20032004年中國大陸A股證券市場上市的公司為初始樣本，剔除了金融類和數(shù)據(jù)缺失的公司。為了消除極端值的影響,我們還剔除了01%和99%100%之間的極端值樣本。所使用的財務數(shù)據(jù)來自CSMAR中國股票市場研究數(shù)據(jù)庫，外部治理環(huán)境的數(shù)據(jù)來自樊綱、王小魯(2004)所編制的中國市場化指數(shù)報告。（二）檢驗模型對于過度投資的概念性的文獻較為豐富，然而直接將過度投資定量化分析的文獻卻較為鮮見。Richardson(2006)將過度投資定義為超出企業(yè)資本保持和凈現(xiàn)值為正值的新投資后的投資支出。他認為企業(yè)的新增投資支出由兩部分組成,一部分為預期的投資支出，與企業(yè)的規(guī)模、融資約束、現(xiàn)金流和其他因素相關(guān)，另一部分為企業(yè)的非正常投資支出，其可能為正也可能為負，正的代表過度投資，負的代表投資不足。為了驗證上文的假說，本文參照Richardson(2006)方法對過度投資進行度量，同時，我們設(shè)置了如下模型來檢驗上述假說。1為了識別出過度投資，我們設(shè)定模型一： 2為了檢驗過度投資對于股權(quán)再融資偏好的影響，我們設(shè)定模型二：（三）變量定義1因變量本文對過度投資變量的定義主要根據(jù)Richardson（2006）對過度投資的解釋。為新增投資支出，它是該公司當期購建固定資產(chǎn)、無形資產(chǎn)和其他長期資產(chǎn)所支付的現(xiàn)金、購買和處置子公司及其他營業(yè)單位所支付的現(xiàn)金、權(quán)益性投資和債權(quán)性投資支出所支付現(xiàn)金之和與當期初資產(chǎn)總額的比值。“模型一”的預測值是正常新增投資的預測值，它與企業(yè)的盈利、融資約束等因素相關(guān)。為“模型一”未解釋的部分中為正的部分，即模型的殘差中的正數(shù)。是企業(yè)實施股權(quán)融資概率，如果企業(yè)實施股權(quán)融資，則取值為1，否則取值為0。代表企業(yè)的業(yè)績。2解釋變量本文研究的解釋變量是過度投資、企業(yè)終極控制權(quán)（國有和民營）和財務杠桿。為了單獨研究預算軟約束對企業(yè)投資行為的影響，我們首先按照企業(yè)的終級所有權(quán)把樣公司分成國有企業(yè)和民營企業(yè)兩組。在確定預算軟約束程度的劃分標準時，我們主要借鑒了已有的研究成果。田利輝(2005)的研究發(fā)現(xiàn)債務的杠桿治理在中國是失效的。因此，我們把樣本公司按照資產(chǎn)負債率小于30%，大于30%且小于60%和大于60%分成三組 這種劃分主要參考了朱紅軍、何賢杰和陳信元（2006）的劃分方法。當然，還有其他的劃分方法。，考察國有企業(yè)不同的預算軟約束預期的影響。3控制變量為了詳細檢驗本文提出的研究假設(shè)，我們對其他可能影響因變量的因素加以控制。本文選用的控制變量參考了先前的研究成果。IndexMar,IndexGov分別代表公司注冊地所在省、自治區(qū)或直轄市的市場化指數(shù)、政府干預指數(shù)。控制變量還包括公司規(guī)模、成長機會、現(xiàn)金流量、每股收益、長期負債增加額等。表1是對研究變量進行定義，表2是對主要變量的描述性統(tǒng)計，表3是對變量間的相關(guān)系數(shù)的檢驗。表1：研究變量定義變量簡寫定義新增投資支出Gro_inv購建固定資產(chǎn)、無形資產(chǎn)和其他長期資產(chǎn)所支付的現(xiàn)金、購買和處置子公司及其他營業(yè)單位所支付的現(xiàn)金、權(quán)益性投資和債權(quán)性投資支出所支付現(xiàn)金之和與期初初資產(chǎn)總額的比值過度投資Over_inv模型一中的殘差中為正的部分。企業(yè)終極控制權(quán)State上市公司最終控制人類型為國有時取1，否則取0企業(yè)終極控制權(quán)Private上市公司最終控制人類型為民營時取1，否則取0企業(yè)業(yè)績ROE企業(yè)當年的凈利潤/凈資產(chǎn)企業(yè)資產(chǎn)負債率Leverage企業(yè)當年的總負債/總資產(chǎn)長期負債增長Longdebt公司當年新增的長期貸款和應付債券與年初總資產(chǎn)的比值成長性Growth公司當年主營業(yè)務增長率經(jīng)營現(xiàn)金流Cashflow經(jīng)營現(xiàn)金凈流量占年初總資產(chǎn)的比值。企業(yè)資產(chǎn)規(guī)模Size企業(yè)當年的總資產(chǎn)取對數(shù)市場化指數(shù)IndexMar該變量取埴范圍為010 ,數(shù)值越大,表示市場化程度越高政府干預指數(shù)IndexGov該變量取埴范圍為010 ,數(shù)值越大,表示政府干預程度越低股權(quán)再融資P當年股權(quán)再融資時為1，反之，為0表2：主要變量的描述性統(tǒng)計NMinimumMaximumMeanStd. DeviationGro_inv1182-.05562.0307.State118201.69.464Private118201.31.464ROE1182-8.874813.5228.Leverage1182.008116.3291.Longdebt1182-.37011.4150.Growth1179-1.00001075.17585.52.Cashflow1182-.47223.4473.Size118217.412027.124821.1.IndexMar11823.158.416.50631.36568IndexGov11823.048.376.73251.39267文檔由本人精心搜集和整理，喜歡大家用得上，非常感謝你的瀏覽與下載。凡本廠職工應熱愛電廠、熱愛崗位、熱愛本職工作，發(fā)揚“團結(jié)務實、爭創(chuàng)一流，立足崗位，愛廠敬業(yè)，盡職盡責，不斷提高工作質(zhì)量和工作效率，圓滿完成各項生產(chǎn)和工作任務，為華能的建設(shè)和發(fā)展作出貢獻2019整理的各行業(yè)企管，經(jīng)濟，房產(chǎn)，策劃，方案等工作范文，希望你用得上，不足之處請指正表3：Pearson (Spearman) 相關(guān)系數(shù)Gro_invStatePrivateROELeverageLongdebtGrowthCashflowSizeGro_inv1.000.051-.051.056-.095(*).477(*).010.464(*).219(*)State.065(*)1.000-1.000(*).022-.054.093(*).031.076(*).248(*)Private-.065(*)-1.000(*)1.000-.022.054-.093(*)-.031-.076(*)-.248(*)ROE.323(*).031-.0311.000.014.039.013.061(*).060(*)Leverage-.184(*)-.087(*).087(*)-.0501.000-.002-.018-.055-.141(*)Longdebt.263(*).069(*)-.069(*).144(*)-.0031.000.016.290(*).193(*)Growth.226(*).074(*)-.074(*).276(*).096(*).111(*)1.000.019.099(*)Cashflow.309(*).086(*)-.086(*).392(*)-.114(*).041.188(*)1.000.182(*)Size.271(*).261(*)-.261(*).250(*).147(*).093(*).296(*).211(*)1.000注：(1)上對角線是Pearson 相關(guān)系數(shù)，下對角線為Spearman相關(guān)系數(shù)。* Correlation is significant at the 0.05 level (2-tailed).* Correlation is significant at the 0.01 level (2-tailed).五、實證結(jié)果（一）過度投資樣本組的獲取模型一中的隨機誤差項就是Richardson（2006）所定義的企業(yè)的非正常投資支出，其可能為正也可能為負，正的代表過度投資，負的代表投資不足。本文把隨機誤差項為正的作為過度投資。表4：模型一的回歸結(jié)果ModelUnstandardized CoefficientsStandardized CoefficientstSig.VIF 變量與預期符號BStd. ErrorBeta(Constant)（？）-0.1220.07 -1.7450.081Leverage（）-0.0150.005-0.064-2.7230.0071.022Longdebt（）0.5150.0350.36314.6810.0001.118Cashflow（）0.3250.0230.34113.8190.0001.113Size（）0.010.0030.0783.20.0011.078R Square:0.355 Adjusted R Square:0.353F值162.027注:回歸方程的因變量為Gro_inv；為在0.01水平上顯著, 為在0.05水平上顯著, 為在0.1水平上顯著,雙尾檢驗。表4為模型一的回歸結(jié)果，我們發(fā)現(xiàn)企業(yè)的新增投資支出與當年新增負債存在顯著的正相關(guān)關(guān)系；公司規(guī)模也顯著正向影響著企業(yè)的新增投資支出；企業(yè)的新增投資支出與現(xiàn)金流量水平也存在顯著正相關(guān)關(guān)系；企業(yè)的資產(chǎn)負債率與新增投資存在顯著的負相關(guān)關(guān)系。這些變量對于企業(yè)新增投資支出的影響在方向上也與我們的預期一致。（二）企業(yè)性質(zhì)和資產(chǎn)負債率與過度投資的描述性統(tǒng)計我們按上市公司的所有權(quán)性質(zhì)將存在過度投資的企業(yè)分為2組，國有企業(yè)為組1，民營企業(yè)為組2。同時我們還把過度投資樣本按照資產(chǎn)負債率小于30%，大于30%且小于60%和大于60%分成三組。表5：企業(yè)性質(zhì)與過度投資Group1：state=1Group2：state=0Group1 VS Group2MeanMeanP Valueover_inv0.0980.10150.1Obs311158注:為在0.01水平上顯著, 為在0.05水平上顯著, 為在0.1水平上顯著,雙尾檢驗表6：資產(chǎn)負債率與過度投資 LeverageTest Statistics Median36140584690.06320.9824 = Median3613960 從表5的描述性統(tǒng)計我們可以發(fā)現(xiàn)上市公司的所有權(quán)性質(zhì)對企業(yè)過度投資存在影響，這與我們的假設(shè)1是一致的。從表6的描述性統(tǒng)計我們可以發(fā)現(xiàn)上市公司的資產(chǎn)負債率的高低對企業(yè)過度投資并無顯著影響，這一結(jié)論與田利輝（2005）的研究發(fā)現(xiàn)債務的杠桿治理在中國是失效的結(jié)論相符。（三）股權(quán)再融資與過度投資的描述性統(tǒng)計我們再按照上市公司是否股權(quán)再融資把過度投資樣本分為兩組，即Group1()和Group()。描述性統(tǒng)計表見表6。表7：股權(quán)再融資與過度投資Group1：P=1Group2：P=0Group1 VS Group2MeanMeanP Valueover_inv0.19790.09500.000Obs20449注:為在0.01水平上顯著, 為在0.05水平上顯著, 為在0.1水平上顯著,雙尾檢驗從表6的描述性統(tǒng)計我們可以看出企業(yè)過度投資對上市公司股權(quán)再融資有顯著的影響。預算軟約束環(huán)境和經(jīng)理的帝國主義容易導致企業(yè)過度投資，因為經(jīng)理可以從控制更多的資源中獲取個人私利（Jensen，1986)，同時，企業(yè)的過度投資必然伴隨著對資金的過度需求，股權(quán)再融資是企業(yè)的主要融資途徑之一。表6的描述性統(tǒng)計與我們的假設(shè)2是一致的。（四）回歸分析表8是模型二全樣本Logit模型回歸結(jié)果。從表8可發(fā)現(xiàn)，無論是單變量回歸，還是納入控制變量等要素回歸，上市公司過度投資（）與是否進行股權(quán)再融資均呈現(xiàn)出顯著負相關(guān)關(guān)系，表明本期企業(yè)過度投資是由于前期已經(jīng)再融資完畢，由于政策等原因，從而導致該企業(yè)在本期沒有進行股權(quán)再融資，從而間接證實了假設(shè)2。 模型2和模型3的結(jié)果顯示，若上市公司為國有企業(yè)，資產(chǎn)規(guī)模越低，則企業(yè)越有可能選擇股權(quán)再融資。這與陸正飛（2004）年發(fā)現(xiàn)的結(jié)果一直。對于符號為負是因為上市公司在當期沒有選擇股權(quán)再融資，這是因為前期已經(jīng)再融資完畢，與過度投資的原因相似。模型2和3的結(jié)果同樣也證實了本文的假設(shè)2。我們還發(fā)現(xiàn)破產(chǎn)風險指標對企業(yè)的股權(quán)再融資決策行為沒有顯著有影響。這表明破產(chǎn)風險并非企業(yè)融資決策的主要考慮因素，這一點與Opler和Titman(1993)以及Kaplan 和Stein(1993)的研究結(jié)論一致。對此，可能的解釋是企業(yè)預期破產(chǎn)成本較低，從而并不十分重視破產(chǎn)風險。另一個可能解釋是，企業(yè)破產(chǎn)成本主要由債權(quán)人承擔，從而股東在決定融資決策時并不太多考慮破產(chǎn)成本。另外，這也反映了這樣一個事實，即高風險的上市公司同樣能從資本市場上融資，表明在樣本期間，我國存在預算軟約束環(huán)境的情況。同時，模型3顯示，IndexMar和IndexGov對企業(yè)的股權(quán)再融資決策行為病沒有顯著影響。具體表明公司所處地區(qū)的市場化進程，政府干預程度與上市公司再融資決策行為不相關(guān)。模型3還顯示，再加入了市場化進程（IndexMar）和政府干預（IndexGov）變量后，企業(yè)性質(zhì)（State）變量變得不顯著了。模型3的結(jié)果并沒有支持假設(shè)3。其原因可能是，從中國整體情況出發(fā)，上市公司普遍存在著政策性負擔和社會性負擔（林毅福等，2003），這樣，在上市公司管理層看來，即使上市公司所處的地區(qū)市場化程度高，政府干預程度少，但終究還是在預算軟約束的大環(huán)境下進行企業(yè)管理的，所以IndexMar和IndexGov所起到的作用有限，因此它們對企業(yè)的股權(quán)再融資決策行為病沒有顯著影響。表8：模型二全樣本Logit模型回歸結(jié)果變量預測符號模型1模型2模型3Intercept3.6014.36313.326(0.000)(0.000)(-0.001)over_inv_-3.725-3.398-3.495(-0.001)(-0.004)(0.004)Leverage0.1090.127(-0.829)(0.884)ROE_-0.7-0.486(-0.668)(0.774)Cashflow_-0.57-0.249(-0.380)(0.717)State-1.008-0.781(-0.083)(0.239)Size-0.814-0.4080.21(0.031)IndexMar+0.288(0.399)IndexGov+-0.324(0.361)P值0.0030.0100.038Nagelkerke R-Square0.0610.1180.125Cox and Snell R-Square0.0180.0350.037注:為在0.01水平上顯著, 為在0.05水平上顯著, 為在0.1水平上顯著,雙尾檢驗（五）研究結(jié)果可靠性分析從表4和表8可見,各模型的F值都在0.05以下水平顯著。表4反映的,Adj-R2都在0.30以上,說明檢驗模型的擬合效果較好。我們還考察了各模型中自變量的VIF值，發(fā)現(xiàn)所有自變量的VIF值都小于2，表明模型沒有共線性問題。另外，我們還剔除了相關(guān)變量的異常值，對上述研究結(jié)果進行了敏感性分析，結(jié)果表明研究結(jié)論沒有實質(zhì)性改變。六、研究結(jié)論與啟示 本文以2003和2004年的中國上市公司為樣本，考察了在軟約束環(huán)境下上市公司管理層再融資決策的機理，實證檢驗了軟約束環(huán)境下過度投資與股權(quán)再融資行為之間的關(guān)系。實證的結(jié)果支持了過度投資的假說，并且發(fā)現(xiàn)了上市公司的所有權(quán)性質(zhì)對企業(yè)過度投資存在顯著影響，但上市公司的資產(chǎn)負債率的高低對企業(yè)過度投資并無顯著影響。我們還發(fā)現(xiàn)，在預算軟約束環(huán)境下，經(jīng)理可以從控制更多的資源中獲取個人私利（Jensen，1986)，企業(yè)的過度投資必然伴隨著對資金的過度需求，企業(yè)過度投資對上市公司股權(quán)再融資有顯著的影響。但是，我們沒有發(fā)現(xiàn)公司所處地區(qū)的市場化進程，政府干預程度與上市公司再融資決策行為顯著相關(guān)的證據(jù)。 因此，我們認為，預算軟約束理論以及過度投資可以較好的解釋我國上市公司股權(quán)再融資行為。本文的研究發(fā)現(xiàn)的政策含義是上市公司股權(quán)融資偏好是由于企業(yè)內(nèi)部人自身和政府共同謀求利益最大化所產(chǎn)生的結(jié)果，解決上市公司“惡性”股權(quán)再融資要求上市公司與資本市場的預算軟約束環(huán)境為出發(fā)點。本文的研究還存在一定的局限，需要通過未來的進一步研究加以補充和延伸。首先，本文回歸模型的判別系R2并不是很高，這表明本文模型仍可能遺漏了一些重要的解釋變量。因此，需要進一步探尋我國上市公司股權(quán)再融資決策的其他影響因素。其次，本文樣本范圍較少，方法單一，需要進一步提高。最后，本文主要采用統(tǒng)計方法研究上市公司的股權(quán)再融資行為，而要真正洞察我國上市公司的再融資行為，除了依賴大樣本的統(tǒng)計方法之外，高質(zhì)量的案例和調(diào)查分析也是必不可少的。參考文獻：1. 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