【正文】 系，需采用Wald統(tǒng)計(jì)量及其對應(yīng)的概率p進(jìn)行檢驗(yàn)。從結(jié)果中我們可以看到，融資約束與股權(quán)分配率（Div）、資產(chǎn)負(fù)債率（Lev）、公司規(guī)模（Size）呈現(xiàn)負(fù)相關(guān)關(guān)系，與財(cái)務(wù)松弛（Slack）、現(xiàn)金流量（CF）成正相關(guān)性關(guān)系。，在1999—2010年度，；這個(gè)數(shù)字要遠(yuǎn)遠(yuǎn)超過1，融資約束指數(shù)中全體解釋變量與融資約束指數(shù)之間的線性關(guān)系整體顯著。 模型的錯(cuò)判矩陣高組低組合計(jì)正確率19992004高組2111732184%低組1121562208%合計(jì)正確率%最后，為了評價(jià)融資約束指數(shù)的優(yōu)劣，本文要通過錯(cuò)判矩陣。我們可以得到融資約束指數(shù)如下：FC=+,t,t+,t+,t (9)我們采用了前文中所構(gòu)造的FC指數(shù)，對我國上市公司融資約束的進(jìn)行描述性分析，以此來對中國上市公司融資約束的現(xiàn)狀有一個(gè)全面的了解。特別的是，、2006年以及2007年，我國上市公司融資約束指數(shù)呈現(xiàn)了一個(gè)較大的程度的下降，這可能是由于2005年我國開始的股權(quán)分置改革為上市公司提供了更多平等競爭的機(jī)會(huì)的原因。最終我們可以歸納為兩個(gè)結(jié)論：第一、對我國大規(guī)模上市公司來說，其融資約束的大小要普遍小于中小規(guī)模的上市公司，這個(gè)結(jié)論符合以往多數(shù)的理論和實(shí)證經(jīng)驗(yàn)。因此，中小規(guī)模的上市公司有可能會(huì)面臨比較大的融資約束。按照上市公司的實(shí)際控制人性質(zhì)，上市公司可以分為民營和國有上市公司?！邦A(yù)算軟約束”是指，向公司提供資金的機(jī)構(gòu)（政府或銀行）未能堅(jiān)持原先的商業(yè)約定，使公司的資金運(yùn)用超過了它的當(dāng)期收益的范圍（Kornai，1986）。此后，許多國內(nèi)研究（馮巍，1999；鄭江淮等，2001；何金耿、丁加華，2001；趙晨，2008；汪強(qiáng)，2008）采用不同的融資約束度量指標(biāo)或采用不同的投資模型和研究樣本進(jìn)一步驗(yàn)證了FHP（1998，2000）的經(jīng)驗(yàn)結(jié)論。 樣本的選取和分組 樣本融資約束程度分組標(biāo)準(zhǔn)低融資約束組中融資約束組高融資約束組FC≤＜FC≤FC＞首先，我們先進(jìn)行樣本的選取。分別取前33%的觀察值為高融資約束組和后33%為低融資約束組。被解釋變量是公司的投資水平，解釋變量是現(xiàn)金流，控制變量是現(xiàn)今存量，托賓Q，以及銷售收入。 上市公司“投資—現(xiàn)金流敏感度”模型相關(guān)變量變量名稱變量表達(dá)式被解釋變量Inv投資水平（當(dāng)前固定資產(chǎn)存量＋當(dāng)期折舊－前期固定資產(chǎn)存量）／當(dāng)期總資產(chǎn)解釋變量CF現(xiàn)金流量現(xiàn)金流量／當(dāng)期總資產(chǎn)控制變量TQ托賓Q（股價(jià)流通股股數(shù)＋當(dāng)期總負(fù)債）／當(dāng)期總資產(chǎn)CS公司前期現(xiàn)金存量（當(dāng)期貨幣資金＋前期短期投資）／前期總資產(chǎn)Sale銷售收入主營業(yè)務(wù)收入凈額／當(dāng)期總資產(chǎn)Invi,t=α+β1CFi,t+β2Dfc*CFi,t+γ1CSi,t+γ2TQi,t+γ4Salei,t+εi,t (11)式（11）為現(xiàn)金流與融資約束虛擬變量交乘項(xiàng)的投資模型，其中，Dfc 為融資約束虛擬變量，且滯后一期，當(dāng)觀察值在前文所構(gòu)造的FC指數(shù)所界定的高融資約束組時(shí)，其值等于1，反則等于0。與前文中的處理過程類似，最終得到了6816個(gè)樣本數(shù)據(jù)。具體分以下兩個(gè)步驟：（1）借助于財(cái)務(wù)理論研究中廣泛應(yīng)用的“投資—現(xiàn)金流敏感性”這一工具，對我們所構(gòu)建的融資約束指標(biāo)進(jìn)行實(shí)證的應(yīng)用，根據(jù)其是否符合以往文獻(xiàn)的文獻(xiàn)經(jīng)驗(yàn)。當(dāng)指數(shù)所反映的標(biāo)的不能直接觀測到時(shí)，指數(shù)的評價(jià)就不能通過可觀測的現(xiàn)象或事實(shí)進(jìn)行直接驗(yàn)證。民營上市公司所面臨的融資約束程度顯著高于國有上市公司。并且這個(gè)差距隨著時(shí)間的推移呈現(xiàn)越來越小的態(tài)勢。會(huì)面臨較為嚴(yán)重的融資約束。接著，我們加入公司規(guī)模的因素，對我國上市公司的融資約束進(jìn)行描述性的分析。 我國上市公司1999—2010年度融資約束指數(shù)年度分布。從中可以看到， 對于1999—2010年度來說，%；說明Logistic回歸模型的判別準(zhǔn)確率能夠達(dá)到較高的水準(zhǔn)。 Logistic模型的擬合優(yōu)度指標(biāo) Step 12Log likelihood Coxamp。Logistic回歸方程總體的顯著性檢驗(yàn)的目的在于驗(yàn)證融資約束指數(shù)與全體解釋變量之間的線性關(guān)系是否顯著。 2005—2010年度Logistic模型回歸結(jié)果變量系數(shù)標(biāo)準(zhǔn)差Wald統(tǒng)計(jì)量概率P值CDivLevSizeSlackCFSG。綜上所述，我們將通過均值差異檢驗(yàn)的6個(gè)變量——股利分配率（Div）、公司規(guī)模（Size）、現(xiàn)金流量（CF）、資產(chǎn)負(fù)債率（Lev）、營業(yè)收入增長率（SG）、財(cái)務(wù)松弛（Slack）——納入Logistic回歸模型中，具體的回歸結(jié)果將在下部分進(jìn)行分析。而其他變量其均值在兩組之間均存在顯著差異，且顯著性水平均達(dá)到1%以上，表明剩余的這6個(gè)變量指標(biāo)能夠較好地區(qū)分不同的樣本組別，均滿足均值檢驗(yàn)。通過多重共線性檢驗(yàn)，我們可以發(fā)現(xiàn)，所有變量的方差膨脹因子（VIF）大多在1至2之間，容忍度（Tolerance），基本上可以認(rèn)為變量間不存在多重共線性。我們根據(jù)以往的文獻(xiàn)理論，首先做出初步假設(shè)。該指標(biāo)值越高，表明公司營業(yè)收入的增長速度越快，公司市場前景越好。根據(jù)Cleary（1999），在本文中同時(shí)選用了主營業(yè)務(wù)收入增長率（Sgrowth）來判定公司的發(fā)展能力水平。從債權(quán)人的立場看：他們最關(guān)心的是貸給公司的款項(xiàng)的安全程度，也就是能否按期收回本金和利息。另外現(xiàn)金持有量也是我們在考察融資約束時(shí)經(jīng)?？紤]的因素。營業(yè)現(xiàn)金流量是反應(yīng)內(nèi)部資金充裕程度的直觀指標(biāo)之一，也是公司投資項(xiàng)目的最主要的現(xiàn)金流。就實(shí)證研究而言，不少學(xué)者以公司規(guī)模作為劃分融資約束高低的指標(biāo)，研究的結(jié)論均表明：大規(guī)模公司相對于小規(guī)模公司具有較低的投資—現(xiàn)金流敏感性。 畢曉方，姜寶強(qiáng)，財(cái)務(wù)松弛對公司業(yè)績的影響研究——基于融資約束和代理成本的視角[J]，商業(yè)經(jīng)濟(jì)與管理，2012（4）：3337 公司規(guī)模也能作為較好的能夠反應(yīng)融資約束大小的指標(biāo)。股利分配率的高低反映公司留存收益的多少，進(jìn)而影響公司內(nèi)部資金的多少。 融資約束解釋變量變量名稱變量變量定義及計(jì)算公式Div股利分配率每股現(xiàn)金股利／每股收益額Size公司規(guī)?？傎Y產(chǎn)自然對數(shù)CF經(jīng)營活動(dòng)產(chǎn)生的現(xiàn)金流經(jīng)營活動(dòng)產(chǎn)生的現(xiàn)金流／總資產(chǎn)CS現(xiàn)金存量（貨幣資金＋交易性金融資產(chǎn)）／總資產(chǎn)Slack財(cái)務(wù)松弛（貨幣資金＋短期投資凈額＋存貨凈額＋－短期借款）／總資產(chǎn) 本文中財(cái)務(wù)松弛（Slack）采用的是Cleary（1999）中的計(jì)算方式Lev資產(chǎn)負(fù)債率負(fù)債總額／總資產(chǎn)SG收入增長率主營收入增長率股利分配率是指普通股每股現(xiàn)金股利與每股收益額的比率。在這一部分中，本文將對控制變量的具體定義加以說明。接著我們把P看作自變量xi的線性函數(shù)，利用一般線性多元回歸模型建模，即Py=1=β0+βixi。這一家族中的模型形式基本上都差不多，不同的就是因變量不同，如果是連續(xù)的，就是多重線性回歸，如果是二項(xiàng)分布，就是Logistic回歸，如果是泊松分布，就是泊松回歸，如果是負(fù)二項(xiàng)分布，就是負(fù)二項(xiàng)回歸等等。結(jié)果顯示Logistic回歸模型在判別準(zhǔn)確率上更勝一籌。（2）Logistic方法對樣本的預(yù)分組較為簡便，因?yàn)橹灰獫M足0／1二值品質(zhì)型變量的要求，我們在分組上只要將樣本分為高融資約束組和低融資約束組兩組即可，較為便捷。 我們由二元Logistic回歸方法的推導(dǎo)原理，以及總結(jié)國內(nèi)外學(xué)者的實(shí)證研究結(jié)果，可以看出，相比多元判別分析法，二元Logistic回歸分析法有一定優(yōu)勢，具體在于：（1）Logistic方法，對假設(shè)條件的要求比較寬松?？偨Y(jié)以往的國內(nèi)外文獻(xiàn)，大多數(shù)學(xué)者在構(gòu)造上市公司融資約束指數(shù)的時(shí)候，大多選用了Logistic回歸分析法和多元判別分析法（Fisher判別法）。綜上所述，本文在利息保障倍數(shù)的基礎(chǔ)上，同時(shí)選取了賬面價(jià)值作為劃分高低融資約束程度的標(biāo)準(zhǔn)，（其中利息保障倍數(shù)和股權(quán)資本賬面值均與上市公司的融資約束呈負(fù)相關(guān)關(guān)系）： 預(yù)分組指標(biāo)變量名稱變量變量定義及計(jì)算公式FCCov利息保障倍數(shù)（利潤總額＋利息費(fèi)用）／利息費(fèi)用BValue股權(quán)資本賬面值資產(chǎn)賬面余額－資產(chǎn)折舊或攤銷－資產(chǎn)減值準(zhǔn)備在確定了預(yù)分組指標(biāo)后，我們對樣本進(jìn)行分組：（1）將樣本公司以利息保障倍數(shù)為指標(biāo)從小到大排列之后，分為3組——即高融資約束組，中融資約束組和低融資約束組。由此可見，利息保障倍數(shù)在判斷上市公司的融資約束大小時(shí)，具有較高的判斷能力，且融資約束與利息保障倍數(shù)呈現(xiàn)負(fù)相關(guān)關(guān)系。Altman、Haldeman 和Narayanan（1977）指出，利息保障倍數(shù)是公司流動(dòng)性的直接代理變量，能夠反映公司總體財(cái)務(wù)狀況和獲取債務(wù)資本的能力，與其他能夠反映公司財(cái)務(wù)健康的變量存在高度的相關(guān)性（Gertler 和Gilchrist，1994，Bernanke和Gertler，1995）。這兩種公司，雖然都屬于“股利支付率不變”，但在融資約束程度上有可能天差地別。然而，其在選擇股利支付率作為預(yù)分組指標(biāo)時(shí)，存在著較大程度的紕漏，且并不適合我國的國情，其缺陷主要是：（1）股利支付率的變化，不一定能夠充分表現(xiàn)融資約束的大小。這樣，經(jīng)過篩選，最終我們可以得到8004個(gè)公司樣本，文中所有的財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)均來自國泰安CSMAR數(shù)據(jù)庫。另一種方法是極值推壓法，%或1%內(nèi)的極端值刪除，而是替換為剩下數(shù)值中的極大或極小值。我們經(jīng)過了如下的篩選：1. 研究對象為A股，而非B股上市公司。同時(shí)對于本文可以發(fā)展的方向進(jìn)行了展望。首先，本文進(jìn)行樣本的篩選，和數(shù)據(jù)的處理；其次，通過對以往文獻(xiàn)的總結(jié)，對本文進(jìn)行實(shí)證研究所選用的變量進(jìn)行選擇，同時(shí)進(jìn)行樣本的預(yù)分組；接著，確立了Logistic回歸模型作為構(gòu)建融資約束指數(shù)的模型基礎(chǔ)；最后，運(yùn)用前文中選擇的財(cái)務(wù)指標(biāo)樣本，進(jìn)行Logistic回歸，最終得到了一個(gè)可以描述我國上市公司融資約束的指標(biāo)，并在這一部分中通過對回歸總體顯著性的檢驗(yàn)。主要分成四個(gè)部分：第一部分為融資約束的成因，通過對信息不對稱、委托代理問題和外部交易成本問題三個(gè)方面的闡述，指出融資約束的存在性，以及對產(chǎn)生原理做出概括性的介紹；第二部分涉及國內(nèi)外融資約束衡量指標(biāo)的相關(guān)文獻(xiàn)；考慮到融資約束的存在對公司的投資行為有著重要的影響作用，第三部分圍繞融資約束的存在對公司投資的關(guān)系，對該領(lǐng)域的經(jīng)驗(yàn)研究進(jìn)行了回顧。第一部分：引言本部分首先介紹選題的研究背景，即研究目的及研究意義。即先進(jìn)行理論分析，最后再通過對樣本的實(shí)證研究來驗(yàn)證結(jié)論。建立融資約束指數(shù)的方法主要分為兩大類：單變量融資約束指數(shù)（比如股利支付率、公司規(guī)模、利息保障倍數(shù)等等）和多元變量融資約束指數(shù)（多個(gè)與融資約束程度相關(guān)的變量構(gòu)建而成）。由于信息不對稱（Myers和 Majluf，1984）、委托代理問題（Jensen 和Mecking，1976；Gertler，1992）和外部交易成本問題（Stinglit和Weiss，1981）的存在，相對于公司外部融資，公司內(nèi)部現(xiàn)金流的成本更為低廉。上述發(fā)現(xiàn)表明，信息不對稱理論無法完全解釋融資約束程度與投資—現(xiàn)金流敏感性的關(guān)系，公司治理可能是導(dǎo)致相關(guān)研究結(jié)論不一致的重要因素。汪強(qiáng)（2008）將公司治理引入融資約束與公司投資行為關(guān)系的討論中。 魏鋒，劉星，融資約束、不確定性對公司投資行為的影響[J]，經(jīng)濟(jì)科學(xué)，2004，19（2）：35—43饒育蕾、汪玉英（2006）選用的樣本是滬深兩市2001—2003年A股的公司，著重考量股權(quán)結(jié)構(gòu)和公司投資之間的影響，并在模型中引進(jìn)了衡量成長性與現(xiàn)金流相互影響指標(biāo)，以及公司績效與現(xiàn)金流相互影響指，來檢驗(yàn)中國上市公司投資對現(xiàn)金流是否存在敏感性。何金耿（2002）對模型進(jìn)行了改進(jìn)，根據(jù)現(xiàn)代公司金融理論，將融資因素引進(jìn)公司的投資模型，探討了不同股權(quán)控制類型公司的投資與現(xiàn)金流的關(guān)系。最終發(fā)現(xiàn)，國家股比重越低，上市公司受到外源融資約束越??；國家股比重較高的上市公司受到的外部融資約束較為嚴(yán)重。俞喬、陳劍波（2001）將研究范圍濃縮到大、中型鄉(xiāng)鎮(zhèn)公司。國內(nèi)學(xué)者在沿襲FHP（1988）的模式進(jìn)行研究的基礎(chǔ)上，同時(shí)也考慮到中國的資本市場與西方資本市場有較大的差異性，做了針對我國市場的特點(diǎn)的研究。他發(fā)現(xiàn)，上市公司收到的融資約束比較小時(shí)，投資—現(xiàn)金流敏感度還是處在一個(gè)比較高的水平。 況學(xué)文，中國上市公司融資約束指數(shù)設(shè)計(jì)與評價(jià)[J]，陜西科技大學(xué)學(xué)報(bào)，2010（5）：4549 Cleary、Povel和Raith（2004）使用了相同的數(shù)據(jù)進(jìn)行了兩組回歸，分別得到了FHP（1988）與Kaplan和Zingales（1997）的結(jié)果，因此下結(jié)論說二者之間并不矛盾。判別值高的公司表明公司受到的融資約束程度較低；判別值低的公司表明公司受到的融資約束程度較高。最后，KZ（1997）通過對樣本中49家股利支付率較低的公司進(jìn)行了重新檢驗(yàn)，得出了與FHP（1988）相反的結(jié)論。 況學(xué)文，中國上市公司融資約束指數(shù)設(shè)計(jì)與評價(jià)[J]，陜西科技大學(xué)學(xué)報(bào)，2010（5）：4549然而在另一方面，也有些反對的聲音對FHP（1988）提出的融資約束與上市公司“投資—現(xiàn)金流敏感性”負(fù)相關(guān)的結(jié)論進(jìn)行了批判。Hoshi，Kashyap和Scharfstein（1991）解釋為，由于公司規(guī)模大的公司集團(tuán)比較容易獲得外部融資，因此相比獨(dú)立公司而言，受到的融資約束較小，而且“投資—現(xiàn)金流敏感性”關(guān)系較弱。FHP（1988）通過對多種模型進(jìn)行驗(yàn)證，得出了相似的結(jié)論：現(xiàn)金流量的系數(shù)為正值，并且隨著股利占收入的比率的降低而增大。自此國內(nèi)外學(xué)著對該領(lǐng)域進(jìn)行了廣泛的研究，雖然結(jié)論有所不同，但學(xué)者的眾多研究成果，對于本文的實(shí)證研究，仍然具有相當(dāng)大的參考意義。Polk（2008）模仿了KZ（1997）的方法，選取現(xiàn)金流、成長機(jī)會(huì)、資產(chǎn)負(fù)債率等相關(guān)指標(biāo)構(gòu)建了融資約