自由現(xiàn)金流、債務(wù)契約與企業(yè)投資效率

自由現(xiàn)金流、債務(wù)契約與企業(yè)投資效率

一、委托代理沖突的解決機制過度投資和投資不足是債務(wù)合同和金融危機之間的兩種常見模式。這兩種模式導(dǎo)致了公司的投資效率低下。如何衡量公司的投資效率以及管理非效率投資已成為學(xué)術(shù)界的重點。Jensen&Meckling(1976)的“代理成本理論”認(rèn)為企業(yè)所有權(quán)和經(jīng)營權(quán)分離產(chǎn)生了股東與管理層、股東和債權(quán)人之間的委托代理問題。委托代理問題的存在必然帶來委托人與代理人之間的利益沖突,其沖突主要表現(xiàn)在兩方面:一是股東期望管理層以最小的管理成本獲得最大的股東財富,管理層希望為股東提高財富的同時攫取更多的私有利益,這就使得企業(yè)價值受管理層行動選擇的影響;二是由于股東與債權(quán)人對投資風(fēng)險偏好存在差異,股東或?qū)⑼顿Y于比債權(quán)人期望風(fēng)險更高的項目,從而掠奪債權(quán)人的財富。越來越多的研究發(fā)現(xiàn),由于公司治理機制不完善和信息不對稱產(chǎn)生的市場噪音使得企業(yè)投資容易偏離最優(yōu)投資水平,導(dǎo)致企業(yè)投資無效率(Bushman&Smith,2001;Alti,2003;Almeidaetal.,2004;Biddleetal.,2009;Bushmanetal.,2011;徐曉東和張?zhí)煳?2009;竇煒等,2011,程新生等,2012)。兩類代理問題產(chǎn)生的利益沖突是導(dǎo)致企業(yè)投資無效率的重要原因之一,如何才能紓解委托代理沖突,提高企業(yè)投資效率呢?債務(wù)融資(債權(quán))與權(quán)益融資(股權(quán))是企業(yè)融資的兩種主要工具,但是二者不僅僅視作不同的工具,而應(yīng)視作是不同的公司治理結(jié)構(gòu)(Williamson,1988)。權(quán)益融資工具產(chǎn)生的主要委托代理沖突屬于第一類問題———股東與管理層之間的沖突,債務(wù)融資工具產(chǎn)生的代理沖突屬于第二類問題———股東與債權(quán)人之間的沖突,目前學(xué)術(shù)界對于企業(yè)投資效率方面的研究趨勢已逐漸從委托代理的內(nèi)生視角(企業(yè)內(nèi)部治理)轉(zhuǎn)向外生視角(企業(yè)外部環(huán)境和外部監(jiān)督制衡)。債權(quán)人作為企業(yè)外部重要利益相關(guān)者,若能積極參與公司治理,不僅可以解決股東與債權(quán)人之間的利益沖突,而且對解決股東與管理層之間的沖突產(chǎn)生積極的推動作用(Hart,1995;李維安,2005)。債務(wù)融資作為一種外部監(jiān)督機制,能促使企業(yè)管理層勤勉盡責(zé)努力工作,減少代理成本和股東的監(jiān)督工作,發(fā)揮“監(jiān)督效應(yīng)”的職能(Fama,1985)。在市場經(jīng)濟(jì)條件下,由于不同債權(quán)人和債務(wù)人在具體交易上的討價還價能力有所不同,企業(yè)要進(jìn)行債務(wù)融資必然離不開相應(yīng)的債務(wù)契約(曾宏和吳世農(nóng),2010)。以契約理論來看,債務(wù)契約以契約的形式來約束雙方①*,一方面可以防止股東損害債權(quán)的利益,另一方面能夠充分發(fā)揮債務(wù)融資的相機治理作用。債務(wù)契約可以明確股東與債權(quán)人雙方的責(zé)、權(quán)、利,同時也是調(diào)節(jié)資本供求的一種制度安排。Jensen(1986)提出的“自由現(xiàn)金流”理論深入剖析了債務(wù)的治理效應(yīng),認(rèn)為債權(quán)人對債務(wù)到期具有求償權(quán),企業(yè)要用現(xiàn)金支付本息,勢必減少企業(yè)管理層自由支配的“自由現(xiàn)金流”,從而可以抑制管理層增加報酬、休閑時間和在職消費等私有收益行為的發(fā)生,也相應(yīng)減小了企業(yè)非效率投資的可能性。債權(quán)人能夠通過自由現(xiàn)金流限制來阻止企業(yè)管理層為獲取私人收益(如:構(gòu)建商業(yè)帝國、奢華消費、關(guān)聯(lián)公司轉(zhuǎn)移資產(chǎn)等)而實施非盈利的投資項目,甚至投資凈現(xiàn)值為負(fù)的項目(Hart,2001)。企業(yè)的自由現(xiàn)金流究竟如何影響企業(yè)投資效率?企業(yè)債務(wù)融資真能發(fā)揮“監(jiān)督效應(yīng)”和“自由現(xiàn)金流效應(yīng)”嗎?債務(wù)契約對自由現(xiàn)金流與企業(yè)投資效率又會產(chǎn)生什么影響?危機沖擊背景下債務(wù)契約對自由現(xiàn)金流與企業(yè)投資效率又會產(chǎn)生什么樣的影響呢?以上都是我們非常關(guān)心的問題。本文選取A股上市的房地產(chǎn)企業(yè)2006—2011年的數(shù)據(jù),運用二分類logit模型、OLS回歸、均值回歸、固定效應(yīng)模型等方法來檢驗上述命題。本文研究的學(xué)術(shù)貢獻(xiàn)表現(xiàn)在:第一,從債務(wù)契約視角對企業(yè)投資效率進(jìn)行了深入分析,豐富了關(guān)于債務(wù)契約與企業(yè)投資效率方面的研究成果;第二,選取了典型資本密集型的房地產(chǎn)行業(yè)為研究對象,從長期債務(wù)與短期債務(wù)融資角度考察了債務(wù)契約的治理作用,進(jìn)一步考察房地產(chǎn)行業(yè)兩類主要的債務(wù)融資方式———銀行借款和商業(yè)信用的治理作用,對今后政府部門制定相應(yīng)的房地產(chǎn)融資管控政策提供了一定的借鑒意義;第三,關(guān)注到危機沖擊外部宏觀環(huán)境的變化對債務(wù)契約與企業(yè)投資效率的影響,進(jìn)一步驗證了債務(wù)契約對自由現(xiàn)金流與企業(yè)投資效率的調(diào)節(jié)效應(yīng)。本文的結(jié)構(gòu)安排如下:第二部分是理論分析與研究假設(shè);第三部分是研究設(shè)計;第四部分是檢驗結(jié)果與分析;最后是研究總結(jié)。二、理論分析與研究假設(shè)(一)企業(yè)前后的現(xiàn)金增長情況自由現(xiàn)金流理論認(rèn)為管理層為了控制企業(yè)資源從而攫取私有利益,以及避免債務(wù)融資壓力,有動機濫用自由現(xiàn)金流而進(jìn)行投資,寧可投資低效率或者投資凈現(xiàn)值為負(fù)的項目而浪費現(xiàn)金,也不愿意向股東支付現(xiàn)金股利(Jensen,1986;王建新,2008)。自由現(xiàn)金流是企業(yè)管理層可以自由支配的現(xiàn)金流量,是企業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營活動所產(chǎn)生的,在滿足了凈現(xiàn)值大于零的所有項目所需資金后的那部分現(xiàn)金流量,企業(yè)自由現(xiàn)金流越多,管理出現(xiàn)逆向選擇和道德風(fēng)險的可能性就越大,最終導(dǎo)致企業(yè)價值下降(劉銀國和張琛,2012a)。管理層掌握著一定的企業(yè)控制權(quán),企業(yè)投資行為受到管理層行動選擇的影響是顯而易見的,在一個信息不對稱及契約不完備的環(huán)境中,企業(yè)過度投資行為給自利的經(jīng)理人自我防御提供了前提條件,倘若過度持有自由現(xiàn)金流,則會加劇委托代理沖突和降低企業(yè)投資效率,最終使企業(yè)價值受損(張海龍和李秉祥,2010;劉銀國和張琛,2012b)。Harford(1999)研究發(fā)現(xiàn)有富?，F(xiàn)金流量的企業(yè)比其他企業(yè)更可能發(fā)生價值遞減的并購行為,在并購宣告后會引起股價下跌和并購后企業(yè)績效下滑。Richardson(2003)認(rèn)為美國企業(yè)過度投資行為較為普遍,平均每擁有1美元自由現(xiàn)金流量在過度投資中花掉43美分,相當(dāng)于企業(yè)過度投資額為自由現(xiàn)金流的43%。Schwetzler&Reimund(2004)實證發(fā)現(xiàn)過去三年持有超額現(xiàn)金流量的企業(yè),業(yè)績表現(xiàn)相對較差。國內(nèi)學(xué)者為此也做了相關(guān)的實證檢驗,如唐雪松等(2007)以我國制造業(yè)上市公司為研究對象,考察了投資現(xiàn)金流的相關(guān)性,驗證了制造業(yè)上市公司存在過度投資行為。張功富(2007)發(fā)現(xiàn)我國工業(yè)類上市企業(yè)中擁有自由現(xiàn)金流的企業(yè)過度投資行為趨勢比較明顯,該類上市企業(yè)將18.92%左右的自由現(xiàn)金流用于企業(yè)過度投資。張海龍和李秉祥(2010)取得我國制造業(yè)企業(yè)過度投資行為與經(jīng)理人管理防御行為相關(guān)性的經(jīng)驗證據(jù)。劉銀國和張琛(2012b)認(rèn)為,持有過多自由現(xiàn)金流的管理層會進(jìn)行管理防御,從而產(chǎn)生代理成本,影響企業(yè)績效。房地產(chǎn)關(guān)聯(lián)產(chǎn)業(yè)眾多,在我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展中扮演著非常重要的角色。房地產(chǎn)企業(yè)投資對其他企業(yè)具有拉動效應(yīng),而高速增長的房地產(chǎn)投資尚未能滿足低收入群體居住消費的剛性需求,一度出現(xiàn)房地產(chǎn)投資過熱和嚴(yán)重的市場化泡沫問題。當(dāng)前政府部門加大了對房地產(chǎn)行業(yè)的調(diào)控力度,通過土地和金融政策對供需雙方行為進(jìn)行調(diào)控,意在遏制房地產(chǎn)投資過熱現(xiàn)象,房地產(chǎn)市場短期內(nèi)受政府宏觀調(diào)控政策的影響會有所波動,但從中長期看仍然持續(xù)向好,有很大的發(fā)展空間。基于上述分析,本文提出以下假設(shè):H1:房地產(chǎn)企業(yè)前期的現(xiàn)金持有量與企業(yè)當(dāng)期資本量呈顯著的正相關(guān)關(guān)系。H2:房地產(chǎn)企業(yè)自由現(xiàn)金流與企業(yè)投資效率顯著正相關(guān),自由現(xiàn)金流水平越高,企業(yè)過度投資越嚴(yán)重。(二)債務(wù)融資的影響債務(wù)契約是債權(quán)債務(wù)人之間就一定量資本使用權(quán)的轉(zhuǎn)讓方式、期限收益的分配方式所達(dá)成的協(xié)議,是明確債權(quán)債務(wù)之間權(quán)利和義務(wù)的一種法律文書。債務(wù)契約是為避免債務(wù)人的機會主義行為而尋求某種最優(yōu)的制度安排,債權(quán)人通過在債務(wù)契約中增加限定性條款,不僅可以限定企業(yè)投資方向,把風(fēng)險控制在可以承受的范圍內(nèi),還可以抑制企業(yè)管理層的非效率投資行為。債務(wù)融資可以約束股東與管理層之間利益沖突所帶來的企業(yè)過度投資行為(John&Senbet,1988),同時可以降低企業(yè)管理層的代理成本,監(jiān)督和約束債務(wù)人的行為,具有相機治理的作用(Stulz,1990)。Williamson(1996)認(rèn)為,在產(chǎn)權(quán)和法律制度完善的市場經(jīng)濟(jì)體制下,企業(yè)適度舉債經(jīng)營增加企業(yè)價值的同時,還可以通過固定的本息支付減少企業(yè)管理層可支配的自由現(xiàn)金流,監(jiān)控和約束管理層的行為,抑制管理層因私濫用自由現(xiàn)金流而進(jìn)行非效率投資,從而實現(xiàn)債務(wù)的相機治理機制與股權(quán)的直接控制相耦合。企業(yè)的債務(wù)融資離不開相應(yīng)的債務(wù)契約,該契約將企業(yè)財務(wù)約束內(nèi)生化,使得下一期可獲得的融資額與上一期的利潤具有一致性(Bolton&Scharfstein,1990)。企業(yè)債務(wù)融資增加了企業(yè)財務(wù)風(fēng)險,為了降低財務(wù)風(fēng)險,避免管理職位被解聘(或企業(yè)被收購)的威脅,管理層不得不作出符合股東利益的投資決策。國內(nèi)外學(xué)者實證檢驗了債務(wù)融資的這一相機治理功能,獲得了債務(wù)契約監(jiān)督和約束管理層投資異化行為相關(guān)的經(jīng)驗證據(jù)(McConnell&Servaes,1995;Langetal.,1996;Ahnetal.,2006;唐雪松等,2007;王建新,2008;黃乾富和沈紅波,2009;雷新途,2011;廖義剛,2012;王滿四和邵國良,2012)。然而,由于我國資本市場債務(wù)契約機制不完備、制度環(huán)境不完善、預(yù)算軟約束等原因,國內(nèi)部分學(xué)者認(rèn)為債務(wù)融資的治理效應(yīng)不顯著,甚至?xí)霈F(xiàn)治理效應(yīng)為負(fù)的現(xiàn)象(于東智,2003;田利輝,2005;肖作平和陳德勝,2006;張兆國等,2008;廖義剛等,2009;謝海洋和董黎明,201143])。為何在中國情境下的檢驗會出現(xiàn)相悖的結(jié)論呢,抑或有其他的因素導(dǎo)致這種差異存在?國內(nèi)不少學(xué)者也在不斷地探索這一問題。龍建輝等(2012)利用2003—2008年A股房地產(chǎn)企業(yè)面板數(shù)據(jù)得出了債務(wù)治理效應(yīng)的兩面性。王滿四和邵國良(2012)以市場化程度較高的廣東省2004—2009年上市公司對銀行債權(quán)的公司治理效應(yīng)進(jìn)行檢驗,發(fā)現(xiàn)銀行債權(quán)沒有發(fā)揮正面的治理效應(yīng)。黃珺和黃妮(2012)對2006—2010年A股房地產(chǎn)企業(yè)實證分析,發(fā)現(xiàn)債務(wù)融資發(fā)揮了正面的治理效應(yīng),抑制了企業(yè)過度投資行為。以上研究仍然難以得到一致的結(jié)論,為此我們進(jìn)一步對相關(guān)文獻(xiàn)研究發(fā)現(xiàn),這種差異可能是在研究債務(wù)融資對企業(yè)投資效率影響時忽略了行業(yè)特征、債務(wù)期限、債務(wù)種類等因素所致。房地產(chǎn)行業(yè)從取得土地使用權(quán)開始至開發(fā)建設(shè)完成的整個過程需要大量持續(xù)的資金,其資金的主要依賴債務(wù)融資。就我國房地產(chǎn)上市企業(yè)債務(wù)融資的渠道而言,由銀行借款(銀行及其他金融機構(gòu)的貸款)和商業(yè)信用(房屋預(yù)售制度形成的預(yù)收賬款、購房人的按揭信貸以及應(yīng)付建筑施工企業(yè)的工程款等)兩大主要部分構(gòu)成。按照債務(wù)期限可以將債務(wù)分為長期負(fù)債和短期負(fù)債兩類。企業(yè)長期負(fù)債的提供者往往會在債務(wù)契約中對管理層薪酬、資金投向、現(xiàn)金股利水平等規(guī)定較多的限制條件,約束和監(jiān)督管理層的行為,抑制管理層過度投資行為。短期負(fù)債由于期限短,債務(wù)契約限制條件少,因此對管理層的過度行為抑制有限。銀行借款作為房地產(chǎn)企業(yè)債務(wù)融資的重要方式之一,銀行通過信貸的事前、事中和事后的審核與監(jiān)督,以約束企業(yè)的現(xiàn)金流、融資規(guī)模、破產(chǎn)機制等來抑制企業(yè)過度投資行為。房地產(chǎn)行業(yè)投資大、開發(fā)周期長,通常采用房屋預(yù)售制度,定金、預(yù)收款、應(yīng)付款(施工單位墊資施工形成的)等高于其他行業(yè),由此會引起買房者及施工單位等利益相關(guān)方自發(fā)的監(jiān)督行為,對房地產(chǎn)企業(yè)形成外部壓力,發(fā)揮積極的治理效應(yīng),抑制企業(yè)非效率投資行為?；谏鲜龇治?本文提出以下假設(shè):H3a:長期負(fù)債對房地產(chǎn)企業(yè)具有積極的治理效應(yīng),長期負(fù)債在自由現(xiàn)金流與企業(yè)投資效率間起負(fù)向的調(diào)節(jié)作用。(三)危機與機會cfo1997年的東南亞金融危機爆發(fā)之后,我國經(jīng)濟(jì)增速連續(xù)兩年下滑,隨后企穩(wěn)回升,經(jīng)歷了本世紀(jì)初近10年的平穩(wěn)增長期。2007年美國次貸危機引發(fā)的全球性金融海嘯,隨著2008年9月雷曼兄弟公司破產(chǎn)演變?yōu)槿虻慕鹑谖C,在危機爆發(fā)的幾年時間里,國內(nèi)經(jīng)濟(jì)增長連續(xù)減速(李成和劉生福,2013)。張學(xué)勇和何姣(2011)利用2000—2010年時間序列數(shù)據(jù)檢驗了經(jīng)濟(jì)增長與投資效率之間的關(guān)系,發(fā)現(xiàn)我國大部分省市的投資效率與金融危機前相比發(fā)生了明顯的下降。Duchinetal.(2010)實證發(fā)現(xiàn)標(biāo)準(zhǔn)普爾Compustat數(shù)據(jù)庫中3668家樣本公司的投資平均下降了6.4%。Campelloetal.(2011)在調(diào)查美國、歐洲1050家企業(yè)CFO發(fā)現(xiàn),受危機沖擊的影響,許多企業(yè)由于缺乏外部借款能力而不得不放棄有價值的投資機會。2008年金融危機以來,股東和管理層、債權(quán)人之間的代理問題仍然是學(xué)界關(guān)注的焦點。危機沖擊引發(fā)外部經(jīng)濟(jì)整體性蕭條,股票市值大幅跳水,新股和增發(fā)股票困難,貨幣資金政策進(jìn)一步收緊,銀根緊縮,企業(yè)外源融資日益困難;危機所帶來的銷售和現(xiàn)金流沖擊,企業(yè)內(nèi)源融資也難以為繼。企業(yè)資金鏈條面臨內(nèi)外沖擊,大量企業(yè)破產(chǎn)倒閉或放棄原有的投資計劃(張功富,2010;曾愛民等,2011)。然而,危機與機會是并存的,危機沖擊會帶來資本性資產(chǎn)價格大幅下降,財務(wù)危機和破產(chǎn)企業(yè)價值大幅減損,也為有充裕自由現(xiàn)金流的企業(yè)帶來了投資擴張的良好機會。在“高燒不退”的房地產(chǎn)行業(yè),在應(yīng)對危機沖擊外部宏觀環(huán)境變化時,債務(wù)契約對企業(yè)的治理效應(yīng)是否仍然存在?債務(wù)契約對自由現(xiàn)金流與企業(yè)投資效率調(diào)節(jié)作用是否存在?這些問題值得我們進(jìn)一步深入探究?；谏鲜龇治?本文提出以下假設(shè):H4a:在面臨危機沖擊情境下,長期負(fù)債對房地產(chǎn)企業(yè)具有積極的治理效應(yīng),長期負(fù)債在自由現(xiàn)金流與企業(yè)投資效率間的負(fù)向調(diào)節(jié)作用仍然存在。H4b:在面臨危機沖擊情境下,短期負(fù)債對房地產(chǎn)企業(yè)具有積極的治理效應(yīng),短期負(fù)債在自由現(xiàn)金流與企業(yè)投資效率間的負(fù)向調(diào)節(jié)作用仍然存在。H4c:在面臨危機沖擊情境下,銀行借款對房地產(chǎn)企業(yè)具有積極的治理效應(yīng),銀行借款在自由現(xiàn)金流與企業(yè)投資效率間的負(fù)向調(diào)節(jié)作用仍然存在。H4d:在面臨危機沖擊情境下,商業(yè)信用對房地產(chǎn)企業(yè)具有積極的治理效應(yīng),商業(yè)信用在自由現(xiàn)金流與企業(yè)投資效率間的負(fù)向調(diào)節(jié)作用仍然存在。三、研究設(shè)計(一)樣本選取和數(shù)據(jù)來源本文選取2006—2011年在深滬交易所上市的A股房地產(chǎn)企業(yè)作為研究樣本,使用的數(shù)據(jù)主要來源于CSMAR數(shù)據(jù)庫以及公司年報披露,為確保數(shù)據(jù)的準(zhǔn)確性,本文利用新浪財經(jīng)網(wǎng)、金融界、巨潮資訊網(wǎng)、滬深證券交易所等專業(yè)網(wǎng)站披露的信息對研究數(shù)據(jù)進(jìn)行了核實和印證。樣本篩選程序如下:以2005年在深滬交易所上市的A股房地產(chǎn)企業(yè)作為基礎(chǔ)樣本庫,然后剔除在2006—2011年期間被ST、*ST企業(yè),以及數(shù)據(jù)缺失的企業(yè)。最后我們得到71家企業(yè)共426個樣本。此外,為了保證數(shù)據(jù)有效性并消除異常樣本對檢驗結(jié)果的影響,對主要的連續(xù)變量在1%分位數(shù)進(jìn)行Winsorize縮尾處理。本研究的初始數(shù)據(jù)處理采用EXCEL軟件,回歸分析統(tǒng)計軟件選用STATA12.0和SPSS20.0。(二)階滯后項為了度量企業(yè)投資效率,我們借鑒Richardson(2006)的企業(yè)投資期望模型,運用回歸分析方法估計企業(yè)正常的投資水平,隨后用模型的殘差表示企業(yè)的非效率投資。其模型設(shè)定為:模型(1.1)中,參照Richardson(2006)的做法,解釋變量和控制變量采用一階滯后項。如果模型(1.1)擬合的殘差為正,表示企業(yè)過度投資;反之,模型(1.1)擬合的殘差為負(fù),表示企業(yè)投資不足。因此根據(jù)殘差大小可將企業(yè)投資效率分為投資過度組(ε>0)與投資不足組(ε<0),為了檢驗債務(wù)契約對自由現(xiàn)金流與企業(yè)投資效率的調(diào)節(jié)作用,以及危機沖擊對企業(yè)投資效率的影響,本文將待檢驗的回歸模型設(shè)定為:由于股東、債權(quán)人以及經(jīng)理人之間的利益分配關(guān)系一般由期初資本結(jié)構(gòu)決定,因而模型(1.4)引入了衡量債務(wù)契約變量的一階滯后項。模型(1.1)、(1.2)、(1.3)和(1.4)中的各變量的設(shè)定及操作性定義如表1所示。四、試驗結(jié)果與分析(一)業(yè)經(jīng)濟(jì)效益分析樣本的描述性統(tǒng)計結(jié)果如表2所示。由表2結(jié)果可以看出,企業(yè)t期資本投資量最大值0.295,企業(yè)t-1期資本投資量最大值0.291,二者的均值均為0.018,標(biāo)準(zhǔn)差均為0.041,說明樣本企業(yè)資本投資量差異相對較小。樣本企業(yè)主營業(yè)務(wù)收入增長率最小值為-0.845,最大值為6.938,標(biāo)準(zhǔn)差為1.138,說明各年房地產(chǎn)企業(yè)主營業(yè)務(wù)收入增長率差異較大。投資回報率均值為0.289,最大值為1.260,最小值為-0.352,表明房地產(chǎn)企業(yè)投資回報率相對較高,也是本文選擇以房地產(chǎn)作為研究對象的動因之一。自由現(xiàn)金流的最小值為-0.583,最大值為0.413,均值為-0.018,說明房地產(chǎn)企業(yè)自由現(xiàn)金流差異較大,自由現(xiàn)金流略有不足的趨勢。資產(chǎn)負(fù)債率最大值0.732,均值為0.236。進(jìn)一步觀察長期負(fù)債率、短期負(fù)債率、銀行借款率和商業(yè)信用率標(biāo)準(zhǔn)差在19.0%—21.3%之間,除短期負(fù)債率以外,其余三項均值在23.6%—39.3%之間,說明房地產(chǎn)企業(yè)對債務(wù)融資的依賴性趨勢相對比較明顯。(二)企業(yè)資本投資量與上一年資本投資量的相關(guān)分析相關(guān)性分析主要檢驗變量之間以及變量自身是否存在相關(guān)性,以及考察自變量對因變量的解釋能力。表3是模型(1.1)各變量之間的Pearson相關(guān)系數(shù)表,由表3可以看出,模型(1.1)各變量間Pearson系數(shù)的絕對值最大為0.496,最小為0.001,企業(yè)資本投資量與企業(yè)上一期現(xiàn)金持有量和上一期資本投資量在1%的水平上顯著正相關(guān)。多重共線性檢驗結(jié)果顯示模型(1.1)各變量的方差膨脹因子分別為:1.008、1.390、1.069、1.396、1.869,均小于2(遠(yuǎn)遠(yuǎn)小于10),說明不存在嚴(yán)重的多重共線性。表4是模型(1.4)各變量之間的Pearson相關(guān)系數(shù)表。模型(1.4)各變量間Pearson系數(shù)的絕對值最大為0.563,最小為0.009,因變量OIi,t與自變量Crisis、FCFi,t和LDi,t-1顯著正相關(guān),因變量OIi,t與SDi,t-1和BCi,t-1顯著負(fù)相關(guān)。(三)模型殘差檢驗表5提供了模型(1.1)的多元回歸結(jié)果,該模型F=8.830,p=0.000,可以判定回歸方程是非常顯著的。擬合度R2=0.1900,Adj-R2=0.1684,模型整體擬合優(yōu)度為16.84%,具有較強的解釋力。企業(yè)資本投資量與企業(yè)上一期現(xiàn)金持有量和上一期資本投資量在1%的水平上顯著正相關(guān),企業(yè)規(guī)模在5%的水平上顯著負(fù)相關(guān)。由表5進(jìn)一步可知,在控制其他變量時,上一期現(xiàn)金持有量變化1個單位,企業(yè)資本投資量改變0.0831;在控制其他變量時,上一期資本投資量變化1個單位,企業(yè)資本投資量改變0.3532。本文假設(shè)H1得到了驗證。表6運用2006—2011年的面板數(shù)據(jù)對資本投資量與各變量之間的關(guān)系進(jìn)行了穩(wěn)健性檢驗。表6提供了固定效應(yīng)和隨機效應(yīng)模型回歸結(jié)果,采用Hausman檢驗后,卡方值為323.22,p<0.01,因而總體上顯著地拒絕隨機效應(yīng)模型,選擇固定效應(yīng)模型。由表6可以看出,固定效應(yīng)模型F=4.85,p=0.000,Adj-R2=0.1342,可以判定回歸方程是非常顯著的,模型整體擬合較好,具有較強的解釋力。在固定效應(yīng)模型中,企業(yè)資本投資量與企業(yè)上一期現(xiàn)金持有量在5%的水平上顯著正相關(guān),換言之,在控制其他變量時,上一期現(xiàn)金持有量變化1個單位,企業(yè)資本投資量改變0.1251。本文假設(shè)H1進(jìn)一步得到驗證。表7是模型(1.1)殘差描述性統(tǒng)計,根據(jù)殘差大小可分為投資過度組(ε>0)與投資不足組(ε<0)。投資過度組觀察值為141個,約占總樣本33.10%的比例,均值為0.691;投資不足組觀察值為285個,約占總樣本66.90%的比例,均值為-0.342。在研究樣本中,投資不足觀測值是投資過度觀測值的2倍,隨后進(jìn)行獨立樣本t檢驗,不同分組的殘差相比較的t=11.584,所對應(yīng)的p=0.000,具有顯著的統(tǒng)計學(xué)意義,說明采用不同殘差分組是可行的。表8是模型(1.2)、(1.3)、(1.4)對正常期間與危機期間全樣本的二分類logit回歸檢驗結(jié)果。模型(1)的擬合卡方值為16.28且顯著(p<0.01),模型通過了檢驗,其檢驗結(jié)果顯示危機沖擊與企業(yè)投資效率之間呈顯著(p<0.01)的正相關(guān)關(guān)系,說明房地產(chǎn)危機沖擊時期與正常時期相比,企業(yè)投資效率會發(fā)生顯著改變。模型(2)引入自由現(xiàn)金流為解釋變量,模型的擬合卡方值為4.32且顯著(p<0.01),模型通過了檢驗,檢驗結(jié)果顯示自由現(xiàn)金流與企業(yè)投資效率之間呈顯著(p<0.05)正相關(guān)關(guān)系,其發(fā)生風(fēng)險比(oddsratio)為1.000,說明企業(yè)自由現(xiàn)金流每變化1個單位,導(dǎo)致房地產(chǎn)企業(yè)投資過度可能性是投資不足可能性的1倍,自由現(xiàn)金流水平越高,企業(yè)過度投資行為越嚴(yán)重,本文假設(shè)H2得到了驗證。模型(3)加入危機沖擊和自由現(xiàn)金流為解釋變量,模型的擬合卡方值為19.97且顯著(p<0.01),模型通過了檢驗,檢驗結(jié)果顯示危機沖擊與企業(yè)投資效率之間仍然在1%的顯著水平上呈正相關(guān)關(guān)系,但自由現(xiàn)金流與企業(yè)投資效率之間僅在10%的顯著水平上呈正相關(guān)關(guān)系,本文假設(shè)H2得到了進(jìn)一步驗證。模型(4)是在模型(2)的基礎(chǔ)上,引入了自由現(xiàn)金流與長期負(fù)債率的交叉項、自由現(xiàn)金流與短期負(fù)債率的交叉項、自由現(xiàn)金流與銀行借款率的交叉項、自由現(xiàn)金流與商業(yè)信用率的交叉項來驗證債務(wù)融資對過度投資的抑制作用,并檢驗債務(wù)契約的調(diào)節(jié)效應(yīng)。該模型的擬合卡方值為11.87且顯著(p<0.01),模型通過了檢驗,檢驗結(jié)果顯示自由現(xiàn)金流在1%的水平上顯著正相關(guān);自由現(xiàn)金流與長期負(fù)債率的交叉項在1%的水平顯著負(fù)相關(guān);自由現(xiàn)金流與商業(yè)信用率的交叉項在10%的水平顯著正相關(guān);自由現(xiàn)金流與短期負(fù)債率的交叉項、自由現(xiàn)金流與銀行借款率的交叉項未通過檢驗;長期負(fù)債、商業(yè)信用自由現(xiàn)金流對與企業(yè)投資效率的調(diào)節(jié)效應(yīng)得到了檢驗,說明在房地產(chǎn)企業(yè)中,采用債務(wù)融資具有相機治理的功效,尤其是長期負(fù)債效用明顯,可以減少企業(yè)自由現(xiàn)金流濫用,對過度投資有一定的抑制作用。從模型(4)的回歸結(jié)果進(jìn)一步可知,長期負(fù)債對房地產(chǎn)企業(yè)具有積極的治理效應(yīng),自由現(xiàn)金流的回歸系數(shù)為正且顯著,自由現(xiàn)金流與長期負(fù)債率交叉項的回歸系數(shù)為負(fù)且顯著,房地產(chǎn)企業(yè)的長期負(fù)債可以發(fā)揮相機治理作用,可以減少企業(yè)自由現(xiàn)金流濫用,抑制企業(yè)過度投資行為,假設(shè)H3a得到了驗證;自由現(xiàn)金流與短期負(fù)債率交叉項的回歸系數(shù)為負(fù)但不顯著,表明房地產(chǎn)企業(yè)的短期負(fù)債因為期限短,債務(wù)契約的限制條件少或契約不完備,對企業(yè)過度投資行為抑制效果不明顯,假設(shè)H3b未得到驗證;自由現(xiàn)金流與銀行借款率交叉項的回歸系數(shù)為正但不顯著,銀行借款對房地產(chǎn)的企業(yè)過度投資行為沒有抑制作用,反而對房地產(chǎn)過度投資起到推波助瀾作用,主要是因為房地產(chǎn)高燒不退,投資回報率高于其他行業(yè),個體投資者的非理性和“逐利”的動機推動了房價持續(xù)上漲,房價的持續(xù)上漲集聚大量的資本,房地產(chǎn)開發(fā)貸款和個人住房貸款門檻一度放低,導(dǎo)致銀行借款的監(jiān)督效應(yīng)未得到應(yīng)有的發(fā)揮,反而成為了市場的“推手”,假設(shè)H3c未得到驗證;自由現(xiàn)金流與商業(yè)信用率交叉項的回歸系數(shù)為正且顯著,假設(shè)H3d未得到驗證,房地產(chǎn)企業(yè)的商業(yè)信用是由于延期支付工程款或預(yù)收房款和定金等所形成的信貸關(guān)系,債權(quán)人與債務(wù)人之間沒有簽訂書面的債務(wù)契約,因而也難以通過自發(fā)的監(jiān)督來抑制企業(yè)過度投資行為①*。由于危機沖擊會對企業(yè)投資效率產(chǎn)生顯著影響,因而模型(5)在模型(3)的基礎(chǔ)上引入了4個交叉項,以進(jìn)一步檢驗債務(wù)契約對自由現(xiàn)金流與企業(yè)投資效率的調(diào)節(jié)作用。模型(5)的擬合卡方值為26.05且顯著(p<0.01),模型通過了檢驗,檢驗結(jié)果顯示危機沖擊、自由現(xiàn)金流均在1%的水平上顯著正相關(guān),自由現(xiàn)金流與長期負(fù)債率交叉項的回歸系數(shù)為在1%的水平上呈顯著負(fù)相關(guān)關(guān)系,本文假設(shè)H4a得到了驗證,即在危機沖擊情境下,長期負(fù)債對房地產(chǎn)企業(yè)的治理仍然具有積極效應(yīng),長期負(fù)債在自由現(xiàn)金流與企業(yè)投資效率間的負(fù)向調(diào)節(jié)作用仍然存在,長期負(fù)債發(fā)揮的“監(jiān)督效應(yīng)”和“自由現(xiàn)金流效應(yīng)”可以抑制企業(yè)過度投資行為。本文的假設(shè)H4b、H4c和H4d未得到檢驗。(四)債務(wù)融資調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗表9采用71家房地產(chǎn)企業(yè)各變量的6年均值進(jìn)行總體回歸,被解釋變量為模型(1.1)預(yù)測的殘差,表示企業(yè)投資效率,模型(6)的擬合F值為9.50且顯著(p<0.01),模型通過了檢驗,其檢驗結(jié)果顯示自由現(xiàn)金流與企業(yè)投資效率之間呈顯著(p<0.05)正相關(guān)關(guān)系,再次驗證了假設(shè)H1。模型(7)在模型(6)的基礎(chǔ)上加入了長期負(fù)債率、短期負(fù)債率、銀行借款率和商業(yè)信用率四個變量,該模型的擬合F值為6.49且顯著(p<0.01),模型通過了檢驗,檢驗結(jié)果顯示長期負(fù)債率、短期負(fù)債率在1%的顯著水平上正相關(guān),銀行借款率在5%的顯著水平上呈負(fù)相關(guān)關(guān)系。模型(8)是在模型(6)的基礎(chǔ)上引入了自由現(xiàn)金流與長期負(fù)債率的交叉項、自由現(xiàn)金流與短期負(fù)債率的交叉項、自由現(xiàn)金流與銀行借款率的交叉項、自由現(xiàn)金流與商業(yè)信用率的交叉項來驗證債務(wù)融資對過度投資的抑制作用,并檢驗債務(wù)契約的調(diào)節(jié)效應(yīng)。該模型的擬合F值為6.94且顯著(p<0.01),模型通過了檢驗,檢驗結(jié)果顯示自由現(xiàn)金流在5%的水平上顯著正相關(guān),本文假設(shè)H2再次得到了驗證;自由現(xiàn)金流與長期負(fù)債率的交叉項在5%的水平顯著負(fù)相關(guān),自由現(xiàn)金流與短期負(fù)債率的交叉項在5%的水平顯著負(fù)相關(guān),長期負(fù)債、短期負(fù)債對自由現(xiàn)金流與企業(yè)投資效率的調(diào)節(jié)效應(yīng)得到了檢驗,本文的假設(shè)H3a和H3b得到了驗證,說明在房地產(chǎn)企業(yè)中,采用債務(wù)融資具有相機治理的功效,尤其是長期負(fù)債效用明顯,可以減少企業(yè)自由現(xiàn)金流的濫用,對過度投資有一定的抑制作用。由表9中的各模型擬合度R2、調(diào)整的擬合度Adj-R2可以看出,模型(7)比模型(6)的解釋能力增量△R2=0.212,模型(8)比模型(7)的解釋能力增量△R2=0.015,說明隨著新變量的引入,模型的解釋力有所提高。為了更清晰地描繪房地產(chǎn)企業(yè)債務(wù)契約對自由現(xiàn)金流與企業(yè)投資效率關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng),以企業(yè)投資效率為因變量,用長期負(fù)債率的均值為分界線,大于均值的定義為高分組,小于等于均值的定義為低分組,再依據(jù)自由現(xiàn)金流的均值為分界線,大于均值的定義為高分組,小于等于均值的定義為低分組,將樣本拆分為“高高”、“低低”、“高低”、“低高”四組,并計算四組樣本在因變量上的平均數(shù),然后繪制調(diào)節(jié)效應(yīng)圖,如圖1所示。同理,分別以短期負(fù)債率、銀行借款率、商業(yè)信用率的均值為分界線,依次可以繪制調(diào)節(jié)效應(yīng)圖2、圖3和圖4,從圖1—圖4中可知,房地產(chǎn)企業(yè)長期負(fù)債對自由現(xiàn)金流與企業(yè)投資效率的調(diào)節(jié)效應(yīng)最為明顯,即長期負(fù)債可以在一定程度上抑制企業(yè)過度投資行為,而短期負(fù)債、銀行借款、商業(yè)信用對企業(yè)過度投資抑制作用并不顯著。(五)不同年份的數(shù)據(jù)分析通過前文分析可以看出,債務(wù)契約對自由現(xiàn)金流與企業(yè)投資效率起調(diào)節(jié)作用。為了保證研究結(jié)果的可靠性,借鑒程新生等(2012)、連燕玲等(2012)的做法,進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗。首先本文采用2006—2009年、2006—2010年、2007—2011年不同年份的數(shù)據(jù)組合進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗,結(jié)果顯示,表8和表9的主要結(jié)論沒有發(fā)生改變;其次按照自由現(xiàn)金流均值分為兩組,檢驗長期負(fù)債率、短期負(fù)債率、銀行借款率和商業(yè)信用率與企業(yè)投資效率的影響,其結(jié)果與表8和表9的檢驗結(jié)果沒有發(fā)生改變;最后對主要變量的觀測值進(jìn)行5%、10%水平上縮尾(Winsorize)后重新檢驗,