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上市公司过度投资行为与其机构投资者关系的实证研究 中图分类号：F830 文献标识码：A 内容摘要：本文利用上市公司（2009年度）数据，研究上市公司是否存在过度投资行为以及机构投资者是否能有效制约过度投资行为。结果显示，我国上市公司存在过度投资行为；机构投资者能有效制约过度投资行为。 关键词：上市公司 过度投资 机构投资者 近年来，我国上市公司非效率投资问题严重，人们普遍认为企业过度投资行为是导致投资无效的重要原因之一，但是，目前却少有相应的实证研究。过度投资行为是指将自由现金流投资于负NPV项目；当企业自由现金流丰富时，过度投资问题更加严重（Jensen，1986）。西方学者通过考察投资现金流相关性找到了企业过度投资的经验证据。那么，我国上市公司是否存在过度投资行为，可否找到相应经验证据？是否存在一定的制约机制，可以有效缓解过度投资问题？本文拟就此问题展开研究。 研究背景及模型 （一）研究背景 企业出现过度投资问题的根源在于所有权与经营权分离所形成的股东经理代理关系。关于股东经理代理关系，Berle和Means（1932）首先指出所有权、经营权分离导致股东、经理利益不一致。Jensen和Meckling（1976）认为经理努力经营的成果由股东分享，而成本却由经理单独承担，这势必导致经理的决策偏离股东价值最大化目标。Jensen（1986）认为经理牟取私利最直接的方式是扩大企业规模，因此，经理会尽量利用自由现金流投资，甚至投资于负NPV项目，以追求由企业规模扩大而带来的各种利益。企业自由现金流越多，过度投资问题越严重。Hart（1995）也认为经理有建造“企业帝国”的强烈动机。的确，经理可以通过扩大企业规模获取更多的利益，Conyon和Murphy（2000）发现经理收益是企业规模的增函数，大规模企业经理的货币或非货币收益远高于小规模企业经理。由此可知，在机会主义动机作用下，经理利用自由现金流投资负NPV项目，从而引发了过度投资问题。 西方学者主要通过考察投资现金流相关性寻找企业过度投资行为的证据，其研究逻辑为：企业代理问题越严重，过度投资行为就越严重，相应地，投资现金流相关性就会越高；而有效资本市场能够识别过度投资行为，并给予相应的市场评价。Devereux和Schiantarelli（1990）发现企业规模越大，投资现金流相关性越高，其原因在于大公司具有更分散的所有权结构，代理问题更严重。Strong和Meyer（1990）发现剩余现金流与任意投资显著正相关， 股票市场对企业任意投资公告做出负面评价。Vogt（1994）研究产生投资现金流相关性的原因时，发现规模较大、股利水平较低企业的投资行为可以通过经理的管理机会主义进行解释；过度投资行为导致了显著的投资现金流相关性。Mark和Clifford（1995）将现金流分为预期与未预期部分，发现未预期部分更多地被经理用于负NPV项目；低托宾Q值企业现金流与投资支出显著正相关，这意味着，代理成本越高，过度投资问题越严重。Richardson（2002）发现美国企业普遍存在过度投资行为，平均而言，企业每拥有1美元剩余现金流量，它将在过度投资中花掉其中的43美分。 那么，如何制约过度投资行为呢？Jensen（1986）认为派发现金股利、举借债务可以有效制约过度投资行为。此后，关于过度投资行为制约机制的实证研究却较少，这可能与人们对公司治理机制如何影响企业投资决策的研究较少有关。以作者所知为限，Richardson（2002）是到目前为止的唯一成果，他发现机构投资者持股等治理机制可以有效缓解企业过度投资行为。 机构投资者积极主义被普遍认为是一种新的公司治理机制。根据Brent（2002）报告，自2001年以来，更多的公共基金倾向于发起、参与股东议案或征集投票代理权，加强对公司治理的参与。机构投资者是中国证券市场的新兴力量。机构投资者的出现在很多程度上改变了公众投资者搭便车的对象，使其天然代理人从控股股东变成机构投资者，同时由于机构投资者的持股比例比较大，在以脚投票的行为中，对股票的价格将产生较大的影响，从而导致自身利益较大的损失，这就使得机构投资者介入公司治理成为一种必然的选择，并进而对公司的投资效率产生较大的影响。对于普通的公众投资者，机构投资者有着较为完全的信息，专业的知识，较大的投资规模和与控股股东较强的博弈能力，而且较长的投资周期和较低的退出自由度，这使得机构投资者对公司的投资效率有较大的影响。 综上所述，本文拟选用机构投资者作为制约企业过度投资行为的因素进行计量分析。 （二）变量与模型 依据托滨Q理论，在完善的资本市场中，托滨Q是可以利用的、对投资机会市场价值进行评估的一个基本方法，是唯一适合解释投资行为的财务变量，因此本文使用托滨Q值衡量企业的潜在投资机会，以控制当其投资机会对投资行为的影响，借鉴Fazzair和Vogt的模型，本研究首先检验样本企业投资和现金流之间是否存在显著的相关性（模型1），在此基础上，检验样本企业是否存在过度投资（模型2），模型2中交叉项Q FCF的回归系数符号可以用来辨识，如果系数显著为负，则表明企业存在过度投资。最后，在Vogt模型基础上引入由制约机制变量机构投资者GM构造的GM Q FCF检验制约机制能否缓解过度投资行为（模型3），如果交叉项回归年系数显著为正，则说明该制约机制是有效的；否则无效。有关变量说明见表1。 根据Lehn和Poulsen（1989），自由现金流为FCF=OIBD-TAX-INT-DIV，其中，OIBD 为折旧前营业利润，TAX为所得税，INT为利息，DIV为股利。但该计算方法中折旧前营业利润中含有应计项目，可能出现应计性项目和现金项目的差异（Lang，Stulz andWalking，1991），而利用现金流量表项目计算自由现金流将会更加准确。因此，本文的自由现金流计算公式为：FCF=OCF-INT-DIV，其中，OCF为经营活动产生的现金流净额，INT为债务利息，DIV为现金股利。 GM 为制约机制变量，即机构投资者所占的持股比例。如果企业存在相应制约机制，则GM 取值为1，否则为0。 Tobin Q值为企业市场价值与重置价值之比。由于我国上市公司的市场价值和重置价值数据均难以获得，因此本文参照Mithchell和Lehn（1990）将Tobin Q近似为Proxy Q的计算方法：Tobin QPxoxy Q=（流通股市值+非流通股账面价值+负债账面价值）/资产账面价值。 实证检验和结果分析 （一）描述性计统 描述性结果见表2，企业投资均值为0.036，表明样本企业投资率为3.6%，TobinQ均值为0.733，说明企业存在相应的投资机会。自由现金流均值为0.021，表明样本企业普遍拥有一定量的自由现金流，这为过度投资行为创造了条件。机构投资者持股比例均值0.075，表明了样本企业机构投资者持股水平较低。 （二）过度投资行为的回归检验 模型1和模型2的回归结果见表3。由模型1的检验结果可知，投资与现金流之间存在显著的相关性，回归系数为0.024（显著性水平为1%），这说明西方企业普遍存在的投资与现金流相关性在我国企业同样存在。从模型2的检验结果可知，交叉项Q*FCF的回归系数为-0.021（显著性系数为1%），从而证实了样本企业中存在过度投资行为。 （三）机构投资者制约过度投资的检验 在进行回归分析时，由模型3回归结果可知（见表4），机构投资者的交叉回归系数为0.016，交叉回归系数显著，说明机构投资者可以起到降低企业过度投资的作用，需要指出的是，样本企业机构投资者持股比例虽然比较低（7.5%），但仍然能够较好地发挥制约过度投资的作用。 结论 公司投资行为是公司的核心财务问题之一，是影响宏微观经济运行和资本市场的重要因素，然而在实业界和学术界中，对于哪一种因素最可能影响公司的投资效率仍未取得一致性意见。近年来，企业过度投资等投资低效率甚至失败的事件屡屡发生，严重阻碍了我国上市公司前进的步伐。在我国目前资本市场和公司治理结构不完善的条件下，研究如何制约过度投资，对于优化我国上市公司企业投资决策、引导企业进行理性的投资，合理有效运用资金具有重要的现实意义。 在我国上市公司非效率投资问题严重的背景下，本文利用上市公司2009年数据，对上市公司过度投资行为及机构投资者制约机制进行研究。结果表明：我国上市公司存在过度投资行为。机构投资者是过度投资行为的有效制约机制。结果显示机构投资者的持股比例和上市公司投资效率存在着显著的正相关关系。 参考文献： 1.张纯，吕伟.信息披露、信息中介与企业过度投资J.会计研究，2009，1 2.吴晓晖，姜彦福.机构投资者治理效率研究J.统计研究，2006，9 3.周明，李宗植，李军山.过度投资与其制约因素的实证分析J.数理统计与管理，2009，4 4.唐雪松，周