现金持有\产权性质与企业投资效率研究
一、引言
在企业所有财务决策中，投资决策是最为重要的决策之一。传统的Q理论认为，在完美的市场中，企业的投资支出仅仅取决于其投资机会（Hayashi，1982）。然而，越来越多的证据表明，企业投资并不仅仅受到投资机会的影响。广受学者关注的一个因素就是企业所面临的融资约束。而现金持有的目的之一就是缓解融资约束。那么，企业现金持有是否真的缓解了企业的融资约束从而提高了其投资效率呢？我国企业按照产权性质可以区分为国有企业和非国企业。相对于非国有企业而言，国有企业较容易从银行获得贷款并且得到国家支持（张长征和黄德春，2012）。因此，非国有企业的融资约束问题要远比国有企业严重。那么，企业现金持有行为对投资效率的影响是否会因为产权性质的不同而有所差异呢？本文试图对以上问题进行回答。当前学者对企业投资效率的衡量主要是借鉴Richardson（2006）的方法，构造计量模型利用回归残差定义企业投资的过度和不足。此种方法的缺陷就是无法定量测算企业投资的效率值。本文利用异质性随机前沿模型定量测度企业投资效率，进而对以上问题进行研究。
二、研究设计
（一）研究假设 自20世纪90年代末，国外企业如通用汽车，IBM等持有高额现金的现象出现以来，公司的现金持有行为引起了学者的高度关注和广泛研究（Opler等，1999；Bates等，2009）。在中国市场中，企业现金持有行为也较为普遍。其持有比例甚至超过了西方发达国家（俞红海，2012）。当前关于企业现金持有的解释有两种主流理论――权衡理论和代理成本理论。权衡理论认为，企业外部投资者与内部经理人之间存在严重的信息不对称，当好的投资项目出现时，信息不对称将导致企业无法以一个较为合理的成本筹集投资所需的资金。从而使得企业的投资水平低于最优投资水平，进而降低企业投资效率。为了避免这一问题的出现，企业将内源融资作为融资来源的首先，在企业内部囤积大量现金，以满足企业投资的需求。Jensen（1976，1986）指出，企业内部的大量现金将进一步加剧委托代理问题。经理人倾向于留存超过能够实现股东价值最大化的现金。从而利用多余的现金进行在职消费或者进行企业帝国的建造。虽然就企业持有现金的动机而言有上述不同的两种观点，但是在国外已有的研究中，企业现金持有更多表现为较强的预防动机，而较少表现为源自于代理成本解释的动机（Bates等，2009；Haushalte等，2007；Fresard，2010）。对于我国上市公司而言，由于资本市场建立较晚，发展并不成熟，企业的融资方式和渠道受到较大限制。因此我国企业存在较为普遍的融资约束现象。企业的现金持有也多是为可能的投资项目进行准备（彭桃英和周伟，2006；周伟和谢诗蕾，2007；于国红，2011）。本文认为，在企业融资约束的条件下，企业现金持有更多是为投资做准备而非为满足管理者的私利。因此现金持有可以有效减少融资约束导致的投资不足，从而实现企业投资效率的提升。同时，考虑到产权性质不同的企业面临的融资约束程度不尽相同。相较于国有企业，非国有企业在得到银行贷款和国家政策的扶持方面难度更大。因此，非国有企业会更加合理的利用手中的现金。因此假设：
假设1：限定其他条件，企业的现金持有缓解融资约束，提高企业投资效率
假设2：限定其他条件，非国有企业现金持有对企业投资效率的提升作用强于国有企业
（二）样本选取与数据来源本文旨在利用异质性随机前沿模型研究企业现金持有行为对其投资效率的影响。选取2007年至2012年沪深A股上市公司作为研究样本，并按照如下规则进行了筛选：剔除金融类企业；剔除样本年度内被ST或PT的企业；剔除成立时间不足一年的企业；剔除数据不完整的企业。经过样本筛选，共得到样本6941个。其中，2007年1046个，2008年1180个，2009年1178个，2010年1178个，2011年1180个，2012年1179个。本文所有数据均来自国泰安数据库。
（三）变量定义 参照前期学者的研究，本文投资机会Xi，t利用企业托宾Q值衡量，并且考虑了不同年度和行业的影响。托宾Q值为企业市值与重置成本的比值。市值包括股权市值和净债务市值两部分。由于我国企业发行股份存在流通股和非流通股两种类型，而非流通股并无市值，参照以往学者的研究，本文以企业每股净资产代替非流通股市值进行计算。同时，以净债务面值替代其市值。托宾Q值计算公式如下：Tobin’s Q=（流通股数*每股市值+非流通股数*每股净资产+净债务面值）/资产重置成本。
为考察企业现金持有对投资效率的影响，本文定义影响非效率投资ui，t均值的因素向量Z'i，t为企业现金持有量（Cash）。同时参考企业投资领域的其他文献，将企业成长能力（Growth）、企业负债水平（Lev）、企业成立年限（Ltime）、企业收益情况（Roe）、企业规模（Size）以及企业性质（State）等变量做为控制变量。变量的具体定义如表（1）。
（四）模型建立 传统的Q投资理论指出，就一个企业而言，在完美市场中，投资行为仅仅由投资机会决定，此时的投资水平即为最优投资水平（Hayashi，1982），可以将其称为“前沿投资水平”（froniter investment level，FIL）。而在现实中，由于存在融资约束问题，企业的投资行为无法等同于完美市场中的投资行为，因而只能选择一个次优的投资水平。这一投资水平可以被称为“实现投资水平”（realized investment level，RIL）。FIL与RIL的差值反应了融资约束的大小。而（FIL-RIL）/FIL则可以用来度量企业非效率投资的程度（谢赤和杨茂勇，2013）。Q理论情境中的企业投资模型可以表示如下：I*i，t=?茁0+?茁1Xi，t+?着i，t…（1）
式中，I*i，t为第i个公司第t年的投资额，Xi，t为第i个公司第t年的投资机会。?着i，t为模型的随机误差项。实际市场并不完美，企业在外部融资时会受到一定的限制。这一缺陷会导致企业实际投资的减少。此时的企业投资模型可以表示如下：I*i，t=?茁0+?茁1Xi，t+?着i，t-ui，t…（2）
（2）式中的ui，t即为现实市场中投资的无效率部分。Wang（2003）基于Hayashi（1982）发展的，由Tobin（1969）提出的Q投资理论，提出了用以研究企业投资效率的随机前沿模型：I*i，t=?茁0+?茁1Xi，t+ei，t；e=?着i，t-ui，t；?着i，t~i.i.d.N（0，?滓?着2）；ui，t~N+（mi，t，?滓2i，t）…（3）
ei，t表示方程的组合误差项，由?着i，t和ui，t两部分组成，且两部分之间独立。?着i，t服从正态分布，其均值为0，而方差为?滓2i，t。ui，t服从非负截断正态分布。均值和方差分别为mi，t和?滓2i，t。Battese和Coelli（1995）指出，mi，t可以表示成投资效率影响因素Z'i，t的函数。表示如下：mi，t=?琢0+Z'i，t?啄…（4）
?琢0和?啄分别表示常数项和系数项。（3）式和（4）式即构成了异质性随机前沿模型。模型可以利用最大似然法进行估计。其对数似然函数如下：lnL=-1/2ln（?滓?着2+?滓2i，t）+ln［?准（ei，t+mi，t）/■］-ln［?椎（mi，t/?滓i，t）］+ln［?椎（■i，t/■i，t）］…（5）
其中，■i，t=（?滓?着2mi，t-?滓2i，tei，t）/（?滓?着2+?滓2i，t），■i，t=（?滓?着2?滓2i，t）/（?滓?着2+?滓2i，t），而?准函数与?椎函数分别为标准正态分布密度函数和累积分布函数。企业投资效率即为实际投资与最优投资的偏离（石小军等，2010），可以做如下定义：Effiency=■=exp（-ui，t）…（6）
在利用最大似然估计得到模型参数估计值以后，能够计算得出投资效率的具体数值。
三、实证检验分析
（一）描述性统计 表（2）报告了本文变量的描述性统计情况。从统计结果可以看出，在所有6941个样本中，企业投资额占上期固定资产的比重均值为38.6%。最小值为0.6%，而最大值达到了126.5%。极差为125.9%。这表明不同企业之间的投资差异较大。探求投资差异背后投资效率是否存在差异具有一定意义。托宾Q的均值为1.87，表明平均而言，企业面临着较好的投资机会。通过对企业现金持有量的就描述性统计可以看出，平均而言，企业持有占上期总资产20%的现金。最小值为1.3%，最大值为84%。表征企业成长能力的主营业务收入增长率平均值为20%，说明总体而言，我国企业具有较好的成长性。企业资产负债率均值为49.9%，这是一个较为适中的负债水平。说明我国企业合理的利用了负债进行经营。
（二）回归分析 本文利用极大似然估计方法对异质性随机前沿模型进行估计，并通过公式（6）计算出了样本企业的年度投资效率值。通过图（1）效率分布图和表（3）效率描述性统计两种方式予以报告。从图（1）可以看出，大多数企业的投资效率在0.75到0.9之间。整体呈现右偏的特征，仅有较少企业投资效率低于0.5。而通过表3的描述性统计可知，总体而言，企业投资效率较高，均值达到了0.801。最小值为0.285，最大值为0.983。这表明，由于存在融资约束问题，我国上市公司的投资效率平均减少了19.9%。表（4）报告了本文对异质性随机前沿模型进行最大似然估计的结果。区分首先区分产权性质进行了估计，然后对全样本进行了估计。回归（1）、回归（2）和回归（3）分别为国有企业样本回归，非国有企业样本回归和全样本回归。通过最优投资模型的分析，可以知道，企业投资确实受到其投资机会的显著影响。当企业投资机会多时，其投资金额会显著提升。并且其年度效应和行业效应也十分显著（限于篇幅，年度效应和行业效应并未给出）。这表明，除了企业投资机会的多少，不同的行业以及年度也会对企业投资产生影响。从企业非效率投资模型的系数估计结果来看，所有样本的回归中，企业现金持有水平在1%的显著性水平上显著为负。这表明，企业的现金持有可以显著的降低企业的非效率投资，也即，随着企业现金持有水平的提升，企业投资的效率是提升的。这一经验证据很好的证实了本文的假设1。在现阶段我国企业面临融资约束的现实背景下，企业持有现金可以缓解融资约束带来的投资不足问题，从而在一定程度上提升企业投资的效率。就回归（1）和回归（2）的结果来看，国有企业样本数为3644，非国有企业样本数为3297。样本中国有企业占据多数，比例为52.5%。Cash变量的系数在国有企业和非国有企业中分别为-1.448和-1.864。并且均在1%的显著性水平上显著。这意味着，相较于国有企业，非国有企业的现金持有量所能带来的非效率投资的减少程度较高。也即，非国有企业现金持有对投资效率的提升作用强于国有企业。假设2得到了实证结论的支持。就控制变量的估计结果来看，具有较高成长性的企业，其投资非效率水平越低。这一结论在1%的显著性水平上显著。表明企业成长性越好，其投资效率越高。同时，可以看到，负债的增加能够在1%的显著性水平上提升企业投资效率。而成立时间较长的企业，其投资效率会降低。同时，企业的盈利能力以及资产规模都会对投资效率产生显著影响。
四、结论
企业投资是企业未来现金流量的来源，也是企业实现价值最大化这一最终目标的基础。基于传统Q投资理论的研究认为，企业投资仅仅由其投资机会决定。由于我国经济正处于转型时期，制度建设并不健全，融资约束情况在企业中普遍存在。这必将使得企业投资效率下降。同时由于我国企业性质可以依据产权情况划分为国有和非国有企业，两类企业面临的融资约束情况不尽相同，从而对企业投资效率产生影响。本文利用异质性随机前沿模型探讨了外部融资约束条件下企业持有现金行为对其投资效率的影响。发现，现金持有确实能够起到减缓企业投资非效率的作用。换言之，企业的现金持有在一定程度上提高了企业投资的效率。同时，我们发现，相较于国有企业而言，非国有企业现金持有量对投资效率的提升作用较强。最后，我们利用异质性随机前沿模型测算了我国上市公司平均投资效率，发现平均而言，上市公司的投资效率为80.1%，投资水平比其理论最优值低了19.9%。
