| 治理环境指数中，Mar、Gov、Law的最大值分别为11.7100、10.6000、16.6100，最小值分别为3.8600、5.0300、2.1100，说明治理环境在地区间存在不平衡。
表2主要变量的描述性统计
|
变量
|
样本数
|
平均值
|
中位数
|
最小值
|
最大值
|
|
Inv
|
5573
|
0.0487
|
0.0157
|
-0.2095
|
0.6424
|
|
FCF
|
5580
|
0.0546
|
0.0543
|
-0.1910
|
0.2661
|
|
Q
|
5581
|
1.1897
|
0.9476
|
0.4718
|
4.4259
|
|
Sales
|
5581
|
0.6874
|
0.5607
|
0.0722
|
2.7121
|
|
CV
|
5408
|
1.4968
|
1.0000
|
1.0000
|
11.6123
|
|
Mar
|
5581
|
7.9271
|
7.9700
|
3.8600
|
11.7100
|
|
Gov
|
5581
|
8.6802
|
8.8200
|
5.0300
|
10.6000
|
|
Law
|
5581
|
7.1670
|
6.1800
|
2.1100
|
16.6100
|
(二)治理环境、两权分离与公司投资行为的检验结果和分析
如果直接用FCF*Q*C(CVGM)作为交叉项，将产生严重的多重共线性问题。对此，我们借鉴罗长远(2005)、王文剑(2007)的做法，在回归模型中都引入它们各自的哑变量，其中，当C(CVGM)大于它们各自的中位数时，记为DC(DCVDGM)为1，否则为0，交叉项为FCF*Q*DC(DCVDGM)，这一做法很好地避免了多重共线性问题。此外，为避免异方差和自相关对回归结果造成不利影响，本文采用Driscoll-Kraay对回归标准误进行修正。
表3治理环境、两权分离与公司投资行为
|
变量
|
模型1
|
模型2
|
模型3
|
模型4
|
模型5
|
模型6
|
模型7
|
|
Constant
|
-0.1549***
(-7.27)
|
-0.1576***
(-7.20)
|
-0.1463***
(-7.15)
|
-0.1550***
(-8.08)
|
-0.1729***
(-6.16)
|
-0.1629***
(-7.62)
|
-0.1713***
(-5.94)
|
|
FCF
|
0.1095***
(8.91)
|
0.1544***
(6.28)
|
0.1481***
(5.97)
|
0.1491***
(5.95)
|
0.1565***
(6.79)
|
0.1624***
(7.33)
|
0.1555***
(6.43)
|
|
Q
|
0.0112***
(5.36)
|
0.0140***
(5.82)
|
0.0144***
(5.87)
|
0.0138***
(5.58)
|
0.0142***
(5.69)
|
0.0143***
(5.45)
|
0.0141***
(5.81)
|
|
Sales
|
0.0075***
(3.46)
|
0.0074***
(3.37)
|
0.0062**
(2.55)
|
0.0073***
(3.34)
|
0.0087***
(3.89)
|
0.0080***
(3.59)
|
0.0084***
(3.79)
|
|
DC
|
|
|
0.0089***
(3.15)
|
|
|
|
|
|
FCF*Q
|
|
-0.0347***
(-5.05)
|
-0.0400***
(-5.88)
|
-0.0116
(-0.74)
|
-0.0469***
(-6.03)
|
-0.0556***
(-5.96)
|
-0.0387***
(-3.59)
|
|
FCF*Q*DC
|
|
|
0.0234***
(4.27)
|
|
|
|
|
|
DCV
|
|
|
|
-0.0006
(-0.25)
|
|
|
|
|
FCF*Q*DCV
|
|
|
|
-0.0335**
(-2.09)
|
|
|
|
|
DMar
|
|
|
|
|
-0.0118**
(-2.54)
|
|
|
|
FCF*Q*DMar
|
|
|
|
|
0.0166*
(1.78)
|
|
|
|
DGov
|
|
|
|
|
|
-0.0081***
(-4.74)
|
|
|
FCF*Q*DGov
|
|
|
|
|
|
0.0261***
(3.82)
|
|
|
DLaw
|
|
|
|
|
|
|
-0.0093*
(-1.68)
|
|
FCF*Q*DLaw
|
|
|
|
|
|
|
0.0033
(0.25)
|
|
Lev
|
-0.0458***
(-4.84)
|
-0.0455***
(-4.63)
|
-0.0415***
(-3.73)
|
-0.0449***
(-4.40)
|
-0.0480***
(-4.82)
|
-0.0466***
(-4.72)
|
-0.0479***
(-4.94)
|
|
Size
|
0.0101***
(11.33)
|
0.0101***
(11.40)
|
0.0091***
(10.87)
|
0.0099***
(12.36)
|
0.0108***
(9.27)
|
0.0103***
(11.94)
|
0.0108***
(8.85)
|
|
industry
|
control
|
control
|
control
|
control
|
control
|
control
|
control
|
|
year
|
control
|
control
|
control
|
control
|
control
|
control
|
control
|
|
Observations
|
5,572
|
5,572
|
5,572
|
5,572
|
5,572
|
5,572
|
5,572
|
|
R-squared
|
0.095
|
0.095
|
0.097
|
0.096
|
0.097
|
0.096
|
0.097
|
|
F
|
31.72***
|
30.94***
|
31.48***
|
42.87***
|
28.51***
|
33.03***
|
28.84***
|
注：***表示在l％的水平上显著，**表示在5％的水平上显著，*表示在10％的水平上显著。括号内的值为对应系数的t值
表3是模型1-模型7的回归结果，模型1和模型2分别研究公司的投资现金流敏感性及其过度投资行为。由回归模型1的结果可知，投资支出与现金流在1%的水平上正相关，这说明西方公司普遍存在的投资现金流相关性在我国上市公司中同样存在。为了检验投资现金流敏感性是由融资约束下的投资不足造成的，还是由代理问题下的过度投资造成的。我们在模型1的基础上引入了FCF*Q的交叉项，由模型2的回归结果可知，交叉项FCF*Q的回归系数为-0.0347，并且在1%的水平上显著，根据Vogt（1994）的分析可知，投资现金流敏感性是由代理问题下的过度投资造成的，从而证实了我国上市公司普遍存在着过度投资的非效率行为，模型1和模型2的回归结果验证了假设1的正确性。为了验证假设2和假设3的正确性，在模型1的基础上又分别引入了FCF*Q*DC和FCF*Q*DCV两个交叉项，由回归3的结果可以看出，交叉项FCF*Q*DC的系数为0.0234（在1%的水平上显著）也就是说随着终极控股股东的现金流权增加时，大小股东的利益逐渐趋于一致，大股东的“激励效应'发挥作用，会对公司的过度投资行为起到一定的抑制作用。由回归4的结果可以看出，交叉项FCF*Q*DCV的系数为-0.0335（在5%的水平上显著）也就是说当两权分离程度增大时，最终控制人追求控制权私利的成本逐渐降低，从而导致其侵占中小股东的动机增大，加剧其过度投资行为。那么，公司治理环境的改善能否有效抑制大股东的过度投资行为呢?为了验证这一假设，模型5-7是引入了FCF*Q*GM交叉项的回归结果可知，可以看出自由现金流（FCF）及其交叉项（FCF*Q）的系数仍然显著并保持不变，交叉项Q*FCF*DMar、Q*FCF*DGov的系数分别在10％、1%的显著性水平下为正，Q*FCF*DLaw的系数为正，但不显著。这一结果表明市场化进程越高，治理环境越好，越能抑制终极控股股东视为利益侵占效应，进而降低过度投资水平的作用。另外，从控制变量来看，基本与我们的经验相吻合。
(三)稳健性检验
为了说明上述回归结果的客观正确性，我们采用平衡面板数据以及将终极控股股东有效控制比例界定为20%这两种方法对上述实证结果进行稳定性检验。
1、平衡面板数据
表3中数据来源于2004-2008年的非平衡面板数据，为了更一步检验上述回归结果的客观性，我们采用平衡面板数据作为样本，回归结果在表4中列示。表4的回归结果与表3的回归结果相比，没有产生实质性的变化，因此我们认为前文的结论是比较稳健的。
表4治理环境、两权分离与公司投资行为稳健性检验
|
变量
|
模型1
|
模型2
|
模型3
|
模型4
|
模型5
|
模型6
|
模型7
|
|
Constant
|
-0.2142***
(-4.64)
|
-0.2176***
(-4.71)
|
-0.2058***
(-4.38)
|
-0.2138***
(-4.79)
|
-0.2384***
(-4.59)
|
-0.2292***
(-5.19)
|
-0.2373***
(-4.50)
|
|
FCF
|
0.1035***
(12.22)
|
0.1717***
(8.69)
|
0.1666***
(8.48)
|
0.1675***
(8.69)
|
0.1736***
(9.70)
|
0.1855***
(10.63)
|
0.1724***
(9.31)
|
|
Q
|
0.0162***
(14.36)
|
0.0206***
(11.37)
|
0.0214***
(11.61)
|
0.0204***
(10.69)
|
0.0212***
(11.49)
|
0.0214***
(11.35)
|
0.0211***
(11.17)
|
|
Sales
|
-0.0008
(-0.38)
|
-0.0010
(-0.44)
|
-0.0023
(-0.95)
|
-0.0012
(-0.53)
|
0.0005
(0.21)
|
-0.0002
(-0.08)
|
0.0005
(0.18)
|
|
DC
|
|
|
0.0114***
(5.34)
|
|
|
|
|
|
FCF*Q
|
|
-0.0547***
(-6.43)
|
-0.0571***
(-6.81)
|
-0.0374*
(-1.83)
|
-0.0827***
(-14.45)
|
-0.0973***
(-8.61)
|
-0.0761***
(-10.47)
|
|
FCF*Q*DC
|
|
|
0.0141**
(2.26)
|
|
|
|
|
|
DCV
|
|
|
|
-0.0023
(-1.24)
|
|
|
|
|
FCF*Q*DCV
|
|
|
|
-0.0251*
(-1.78)
|
|
|
|
|
DMar
|
|
|
|
|
-0.0152***
(-4.20)
|
|
|
|
FCF*Q*DMar
|
|
|
|
|
0.0433***
(8.07)
|
|
|
|
DGov
|
|
|
|
|
|
-0.0129***
(-5.16)
|
|
|
FCF*Q*DGov
|
|
|
|
|
|
0.0568***
(5.22)
|
|
|
DLaw
|
|
|
|
|
|
|
-0.0136***
(-3.05)
|
|
FCF*Q*DLaw
|
|
|
|
|
|
|
0.0332***
(7.87)
|
|
Lev
|
-0.0263**
(-2.31)
|
-0.0260**
(-2.16)
|
-0.0217*
(-1.67)
|
-0.0254**
(-2.11)
|
-0.0283**
(-2.29)
|
-0.0273**
(-2.27)
|
-0.0287**
(-2.38)
|
|
Size
|
0.0121***
(6.82)
|
0.0121***
(6.83)
|
0.0110***
(5.81)
|
0.0119***
(6.87)
|
0.0131***
(6.52)
|
0.0126***
(7.36)
|
0.0131***
(6.41)
|
|
industry
|
control
|
control
|
control
|
control
|
control
|
control
|
control
|
|
year
|
control
|
control
|
control
|
control
|
control
|
control
|
control
|
|
Observations
|
4,311
|
4,311
|
4,311
|
4,311
|
4,311
|
4,311
|
4,311
|
|
R-squared
|
0.111
|
0.112
|
0.114
|
0.112
|
0.114
|
0.114
|
0.114
|
|
F
|
103.79***
|
55.05***
|
31.84***
|
37.84***
|
58.72***
|
58.07***
|
57.65***
|
2、将终极控股股东的有效控制比例界定为20%
根据LaPorta(1999)、Faccio和Lang(1999)等一些有代表性的研究中常把终极股东有效控制比例界定为10%或20%，在此，我们选择20%作为终极控制比例，对以上研究结论进行检验。表5为将终极控股股东的有效控制比例界定为20%后的回归结果，各变量符号基本没发生变化，说明我们的检验结果具有一定的稳定性。
表5治理环境、两权分离与公司投资行为稳健性检验
|
变量
|
模型1
|
模型2
|
模型3
|
模型4
|
模型5
|
模型6
|
模型7
|
|
Constant
|
-0.1539***
(-6.61)
|
-0.1583***
(-6.75)
|
-0.1462***
(-6.33)
|
-0.1552***
(-7.52)
|
-0.1726***
(-5.92)
|
-0.1651***
(-7.11)
|
-0.1716***
(-5.77)
|
|
FCF
|
0.0994***
(11.91)
|
0.1598***
(10.11)
|
0.1514***
(10.47)
|
0.1551***
(10.30)
|
0.1610***
(10.82)
|
0.1649***
(11.77)
|
0.1600***
(10.19)
|
|
Q
|
0.0132***
(5.53)
|
0.0172***
(6.74)
|
0.0171***
(6.19)
|
0.0170***
(6.45)
|
0.0172***
(6.43)
|
0.0173***
(6.25)
|
0.0172***
(6.63)
|
|
Sales
|
0.0045
(1.65)
|
0.0043
(1.57)
|
0.0033
(1.11)
|
0.0043
(1.56)
|
0.0056**
(2.11)
|
0.0051*
(1.79)
|
0.0054**
(2.03)
|
|
DC
|
|
|
0.0076***
(3.94)
|
|
|
|
|
|
FCF*Q
|
|
-0.0483***
(-15.87)
|
-0.0562***
(-13.11)
|
-0.0273**
(-2.03)
|
-0.0532***
(-11.41)
|
-0.0591***
(-7.54)
|
-0.0460***
(-6.43)
|
|
FCF*Q*DC
|
|
|
0.0301***
(4.69)
|
|
|
|
|
|
DCV
|
|
|
|
-0.0010
(-0.50)
|
|
|
|
|
FCF*Q*DCV
|
|
|
|
-0.0310*
(-1.78)
|
|
|
|
|
DMar
|
|
|
|
|
-0.0111**
(-2.43)
|
|
|
|
FCF*Q*DMar
|
|
|
|
|
0.0051*
(1.82)
|
|
|
|
DGov
|
|
|
|
|
|
-0.0093***
(-5.71)
|
|
|
FCF*Q*DGov
|
|
|
|
|
|
0.0175*
(1.75)
|
|
|
DLaw
|
|
|
|
|
|
|
-0.0089
(-1.63)
|
|
FCF*Q*DLaw
|
|
|
|
|
|
|
0.0095*
(1.82)
|
|
Lev
|
-0.0513***
(-5.74)
|
-0.0512***
(-5.45)
|
-0.0477***
(-4.57)
|
-0.0507***
(-5.28)
|
-0.0535***
(-5.60)
|
-0.0526***
(-5.63)
|
-0.0536***
(-5.78)
|
|
Size
|
0.0104***
(9.56)
|
0.0104***
(9.64)
|
0.0095***
(8.90)
|
0.0103***
(10.42)
|
0.0112***
(8.24)
|
0.0107***
(10.06)
|
0.0111***
(7.96)
|
|
industry
|
control
|
control
|
control
|
control
|
control
|
control
|
control
|
|
year
|
control
|
control
|
control
|
control
|
control
|
control
|
control
|
|
Observations
|
4,970
|
4,970
|
4,970
|
4,970
|
4,970
|
4,970
|
4,970
|
|
R-squared
|
0.097
|
0.097
|
0.099
|
0.097
|
0.099
|
0.098
|
0.098
|
|
F
|
27.33***
|
26.11***
|
27.46***
|
39.03***
|
25.02***
|
29.33***
|
76.22***
|
五、研究结论
本文以2004-2008年我国非金融上市公司为研究样本，在借鉴Vogt(1994)实证模型的基础上，分析了治理环境、两权分离和公司投资行为三者之间的关系，研究结果表明，中国上市公司投资与现金流的敏感性是很强的，产生的这种原因主要来源于代理问题下的过度投资，而非融资约束下的投资不足。随后我们采用引入交叉项FCF*Q*DC(DCVDGM)的方式来进一步检验终极控股股东所拥有的现金流权、两权分离、治理环境对公司过度投资的影响效果。结果发现，终极控股股东两权分离度越大，侵占中小股东的动机越强，进而导致了更加严重的过度投资，而现金流量权的增加使得大股东和小股东之间的利益更加趋于一致，可以缓解大股东对小股东的侵害行为，减轻损害企业价值的过度投资行为。 3/4 首页 上一页 1 2 3 4 下一页 尾页 |
