【正文】 公司財務(wù)理論研究的“投資—現(xiàn)金流敏感性”的實證分析，同時以也進行了常用指數(shù)的比較，間接地對我們所構(gòu)建的融資約束指數(shù)進行評價。因此刪去樣本中的B股上市公司；2. 剔除母樣本中被ST、PT以及*ST的T類公司，以求避免異常值的影響；3. 剔除金融類公司；4. 剔除一些財務(wù)數(shù)據(jù)缺失的年數(shù)據(jù)；5. 剔除一些財務(wù)數(shù)據(jù)異常的年數(shù)據(jù)。根據(jù)過往學者的研究經(jīng)驗，在進行Logistic回歸之前我們需要根據(jù)一定的標準，對研究樣本進行分組，將整個樣本劃分為高融資約束組別和低融資約束組別。（3）我國上市公司股利政策長期以來的連續(xù)性較差、隨意性較大，因此，在這種情況下，公司股利政策較難正確的反應(yīng)和度量上市公司所受到的融資約束程度。為了避免單一的預(yù)分組指標可能造成的分組局限性，除了利息保障倍數(shù)以外，本文同時選用了股權(quán)賬面價值，作為公司受融資約束程度的分類標準。二元分析法和多元判別分析法的原理相似，共通點是，總結(jié)分類的規(guī)律，以樣本作為基礎(chǔ)進行分類，萊爾總結(jié)出判別的規(guī)律，建立判別的模型，最后用此模型對新的樣本從屬的類別進行判斷。（3）Logistic 回歸方法與直接的統(tǒng)計檢驗回歸相似，并且能夠具體化變量間的非線性效應(yīng)，因此Logistic 模型回歸方法比多元判別分析方法更常得到使用。二項Logistic回歸模型最大的特點在于——模型具有0／1二值品質(zhì)型變量，也就是說，被解釋變量僅有0和1兩個取值。與此同時，本文還將考察以往的理論研究和經(jīng)驗研究，說明融資約束與各個變量之間關(guān)系的實證結(jié)果，以及理論研究對這些實證結(jié)果的解釋。財務(wù)松弛（Financial Slack，也可以為稱財務(wù)冗余）作為組織冗余資源的重要組成，最早由Myers和Majluf（1984）提出，財務(wù)松弛政策由現(xiàn)金松弛政策和負債松弛政策組成，體現(xiàn)為現(xiàn)金持有和負債冗余二者的合力。公司規(guī)?？梢杂脕砗饬咳谫Y約束的大小，小規(guī)模公司更容易受到融資約束，大規(guī)模公司受到的融資約束可能較小。Kaplan和Zingales（1997），Whited和Wu（2006），Cleary（1999）均在構(gòu)造融資約束指標時加入了現(xiàn)金存量作為反應(yīng)內(nèi)部資金的充裕程度以及外部融資難度的依據(jù)，我們還需要考慮到的是現(xiàn)金持有量的因素。主營業(yè)收入增長率，是公司本年營業(yè)收入增長額與上年營業(yè)收入總額的比率，反映公司營業(yè)收入的增減變動情況。我們假設(shè)，融資約束較小的上市公司資產(chǎn)規(guī)模較大，經(jīng)常分配股利，有較多的經(jīng)營現(xiàn)金流和較多的現(xiàn)金存量，財務(wù)松弛較小，負債比率小，主營業(yè)務(wù)收入增長較快。同時低融資約束組相比高融資約束組，公司規(guī)模（Size）、股權(quán)支付率（Div）、現(xiàn)金流量（CF）、營業(yè)收入增長率（SG）的均值均比較大，資產(chǎn)負債率（Lev）財務(wù)松弛（Slack）的均值比較小，除了現(xiàn)金存量比較小之外，其他均符合我們之前的假設(shè)。各回歸變量的P值均等于0，說明在1%的置信區(qū)間均顯著。Snell R2Nagelkerke R219992010，我們可以看出，在1999—2010年度的融資約束指數(shù)模型的Nagelkerke ，這個擬合優(yōu)度在比較高的水平，說明我們構(gòu)建的Logistic回歸模型有一定的解釋效力。首先從總體上來看，我國上市公司融資約束的大小隨著時間的變化而逐漸降低。且小規(guī)模公司往往盈余波動性較大、多元化程度不高、破產(chǎn)可能性較高（Titman和Weesels，1998）。導致這種現(xiàn)象的原因可能是因為“預(yù)算軟約束”的存在。（2）將前文構(gòu)建的融資約束衡量指標與其他常用的指標進行比較：通過對各個指標分類下的回歸結(jié)果進行比較。接著，我們運用在前文中構(gòu)造的Logistic FC指數(shù)，即FC=+,t,t+,t+,t (9)計算出各個樣本公司的融資約束值，并按照樣本公司融資約束指數(shù)取值，將每年的指數(shù)對樣本觀察值從大到小進行排序，劃分為高融資約束、中融資約束與低融資約束三組。參考以往有關(guān)融資約束理論研究的文獻，F(xiàn)HP（1998，2000）指出，融資約束程度與“投資—現(xiàn)金流敏感性”之間呈單調(diào)遞增的線性關(guān)系，“投資—現(xiàn)金流敏感性”可以作為一個有效的融資約束程度的衡量指標。這有可能是因為2005年的股權(quán)分置改革的作用，由于股改的實現(xiàn)，中小規(guī)模的公司也擁有了更多和大規(guī)模公司公平競爭的機會，在進行投資行為時面臨的融資約束也越來越小。其中，公司規(guī)模是總資產(chǎn)的自然對數(shù)，我們以21為中心，將其分類為大規(guī)模上市公司和中小規(guī)模上市公司。綜上所述，根據(jù)解釋變量的顯著性的檢驗、總體顯著性的檢驗、擬合優(yōu)度指標，以及錯判矩陣的分析，說明前文中得到的融資約束指數(shù)FC能夠較好的對樣本的融資約束進行衡量，并且可用于進一步的實證分析中。原假設(shè)H0：全體解釋變量的系數(shù)均為0，即全體解釋變量與融資約束指數(shù)的線性關(guān)系不顯著。首先，由于前文均值方差檢驗的結(jié)果，現(xiàn)金存量（CS）不滿足假設(shè)條件，所以將這個變量去掉，再對剩余的其他所有的變量進行回歸。 變量的描述性統(tǒng)計分析變量名稱最小值最大值均值標準差DivSizeCFCSLevSlackSG首先，我們先對選擇的變量——股利分配率（Div）、公司規(guī)模（Size）、現(xiàn)金流量（Cashflow）、現(xiàn)金持有量（Cashholding）、資產(chǎn)負債率（Lev）、營業(yè)收入增長率（Sgrowth）、財務(wù)松弛（Slack）——進行描述性統(tǒng)計。如果股東提供的資本與公司資本總額相比，只占較小的比例，則公司的風險將主要由債權(quán)人負擔，這對債權(quán)人來講是不利的。如果一個公司沒有營業(yè)現(xiàn)金流量做保證，公司的現(xiàn)金流遲早要枯竭。一般來說，規(guī)模較大的公司，破產(chǎn)可能性較小，因此更容易獲得貸款。它是反映公司的股利政策的指標，表示公司分派的股利在凈收益中所占的比重。然而在實際的應(yīng)用中，因為p的值是在區(qū)間[0，1]內(nèi)，而且當p接近于0 或1 時，自變量即使有很大變化，p的值也不可能有很大變化，所以對上式直接用普通最小二乘法進行估計是行不通的。因此，在本文中，我們認為選用Logistic回歸作為設(shè)計融資約束指數(shù)時的回歸方法較為合適。他不需要判別的變量滿足多元正態(tài)分布，也不需要各個組別之間的協(xié)方差矩陣相等。（2）將樣本公司以賬面價值為指標從小到大排列之后，分為3組——即高融資約束組，中融資約束組和低融資約束組。利息保障倍數(shù)也是一個融資約束的替代指標。Bhattacharya（1979）指出，在公司受到的融資約束時間較短時，公司并不會改變股利支付率的大小，這時候股利支付率就無法表示融資約束的大小。也就是說，將極端值都推壓到“邊界”上。浙江大學碩士學位論文融資約束指數(shù)的構(gòu)建模型4 融資約束指標的構(gòu)建本文的第四部分借鑒以往文獻的經(jīng)驗，使用了在構(gòu)建財務(wù)類指數(shù)中十分常用的Logistic模型方法，運用1999—2010年滬深兩股上市公司的數(shù)據(jù)，進行融資約束指數(shù)的構(gòu)建。第四部分是對文獻綜述的評述，以求在國內(nèi)外相關(guān)文獻的基礎(chǔ)上，能夠取得一定的突破和創(chuàng)新。盡量做到理論和實證相結(jié)合的分析方法。融資約束的問題由此產(chǎn)生。他運用中國上市公司的數(shù)據(jù)實證研究了融資約束與投資—現(xiàn)金流關(guān)系。其研究結(jié)果表明，上市公司由國有股控股時，投資與現(xiàn)金流之間存在顯著的依賴性；上市公司由法人控股時，投資與現(xiàn)金流量存在顯著相關(guān)性，上市公司的股權(quán)分散時，具有較高的公司價值和投資機會。所得到的結(jié)論有：在資金的供應(yīng)方面，非國有公司受到的外部融資約束較大。他所作出的解釋是：當企業(yè)缺乏較好的投資機會時，面臨的融資約束較小，但是因為委托代理的存在，管理者可能會處于對個人利益的驅(qū)使，將公司內(nèi)部多余的資金用到一些高風險的投資項目內(nèi)，以期獲得個人收益。正是因為FHP和KZ對此問題的爭論，正是由于實證結(jié)果的不同，學術(shù)界開始對這個問題進行了廣泛的討論，也開啟了研究融資約束與投資——現(xiàn)金流敏感性關(guān)系的序幕。Kaplan和Zingales（1997）（下文中簡稱將其為KZ）就是進行批判的先驅(qū)者。這表明低股利支付率的公司，“投資與現(xiàn)金流敏感性”比高股利支付率的公司高。KZ 指數(shù)的構(gòu)造計算比較精確對融資約束的分析具有指導的意義。KZ（1997）在衡量融資約束大小程度時，綜合了定性的信息和定量的信息，構(gòu)造了一個可以反映綜合財務(wù)情況的指數(shù)。同樣的，也有一部分中國的學者借鑒國外的經(jīng)驗，以公司規(guī)模為指標來劃分上市公司的融資約束大小。綜上所述，利息保障倍數(shù)可以作為衡量上市公司外部融資約束大小的替代性變量：公司的利息保障倍數(shù)越低，所受到的融資約束可能性越大。不少國內(nèi)學者也以股利支付率作為衡量融資約束的替代變量。股利支付率。因此，當公司面臨內(nèi)部融資和外部融資的選擇時，會考慮使用成本相對低的資金，即內(nèi)部資金。第二、融資約束問題產(chǎn)生的另一個原因是委托代理問題，它的存在使得資本市場的情況更加復雜。融資約束的產(chǎn)生主要源于資本市場實際存在的以下因素：第一、融資約束的產(chǎn)生首先是由于信息不對稱問題。本文的文獻綜述主要分四個部分：第一部分介紹了融資約束的成因；第二部分涉及融資約束衡量指標的相關(guān)文獻；第三部分簡要概括了公司投資的融資約束理論研究的發(fā)展；第四部分是對文獻綜述的評述。基于以上的考慮，本文主要研究目的主要有：第一、在對融資約束指標的相關(guān)文獻進行歸納和總結(jié)的基礎(chǔ)上，利用我國資本市場的數(shù)據(jù)，借鑒國內(nèi)外學者在構(gòu)建相關(guān)指數(shù)指標時的計量方法，構(gòu)建反映我國上市公司外部融資約束程度的融資約束指標。Whited和Wu（2006）在考察融資約束風險與股票收益時，通過對歐拉投資等式進行估計，構(gòu)建了一個公司外部融資約束指數(shù)——WW 指數(shù)等等。這就決定了，融資約束在完美的資本市場條件下是不存在的。2012年5月7日摘 要本文主要利用了我國上市公司1999年至2010年的財務(wù)數(shù)據(jù)，采用Logistic回歸進行指數(shù)的構(gòu)造，以此來衡量公司外部融資約束的程度大小。首先，我衷心感謝我的導師羅德明副教授。本人聲明所呈交的學位論文是本人在導師指導下進行的研究工作及取得的研究成果。學位論文作者簽名： 簽字日期： 年 月 日簽字日期： 年 月 日 簽字日期： 年 月 日致 謝本文從選題到定稿，歷經(jīng)數(shù)月。同時我要感謝我的父母，給予我精神上的鼓勵。關(guān)鍵詞：融資約束 融資約束指標 投資行為 投資—現(xiàn)金流敏感性AbstractThis paper uses the financial data of China’s listed panies from 1999 to 2010, and Logistic regression model, constructs an index to measure pany39。例如：Fazzari，Hubbard和Petersen（1988）首先提出使用股利支付率作為衡量融資約束的代理變量；一些學者以公司規(guī)模作為融資約束的替代指標（Ritter，1987，Titman和Weesels，1998）；Altman、Haldeman 和Narayanan（1977）指出，利息保障倍數(shù)是公司流動性的直接代理變量；Whited （1992）、Gilchrist 等（1995）、Erickson 等（2000）使用債券等級作為融資約束的代理變量等等。因此，也有一些學者采用多元財務(wù)指標構(gòu)建了融資約束指數(shù)，這些指數(shù)多建立在國外資本市場的基礎(chǔ)之上。然而我們知道，若要進行實證研究，就必須有一個較為準確的融資約束替代指標，而現(xiàn)有的融資約束的衡量指標多由國外的學者設(shè)計，其基于的是西方較為成熟的市場，未必適合中國市場的情況。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，內(nèi)部融資的成本相較于外部融資成本而言，要低廉的多，所以，公司都會偏向于進行內(nèi)部融資。Myers和Mailuf（1984）指出，正是因為信息不對稱問題的存在，外部融資約的成本會增加，最終導致內(nèi)外部融資約束的成本產(chǎn)生差異，從而導致投資人對高成本的外部融資產(chǎn)生依賴。第三、融資約束的產(chǎn)生也是因為交易成本的存在。大多數(shù)學者是根據(jù)本國資本市場的具體情況，選擇適合于本國背景的融資約束指數(shù)。股利支付率越低，表明公司受到的融資約束較大。利息保障倍數(shù)能夠衡量上市公司利息支付的能力，具體的來說，它是生產(chǎn)所得的息稅前利潤和利息費用的比例。按照前文的論述，信息不對稱及相應(yīng)產(chǎn)生的逆向選擇或道德風險問題均有可能造成融資約束的產(chǎn)生；第二、由于規(guī)模效應(yīng)的存在，小規(guī)模公司在發(fā)行證券時，有可能要承擔大于大規(guī)模的公司的融資成本（Ritter，1987）。Chirinko 和Schaller（1995）使用的是成熟度、股權(quán)集中度等指標。他們選取銷售收入增長率（SG）、長期負債與資產(chǎn)比率（Debt）、總資產(chǎn)的自然對數(shù)（LNTA）、股利支付率（Div）、行業(yè)銷售增長率（ISG）以及現(xiàn)金流與總資產(chǎn)比率（CF）等指標，利用GMM 方法進行估計，所得到的WW指數(shù)為：WW=++汪強等（2008）的實證研究即參照了Cleary（1999）的ZFC指數(shù)中，反映融資約束程度的變量。 Fazzari，Hubbard和Petersen（1988）以1970—1984年間421家制造業(yè)公司作為樣本數(shù)據(jù)，使用了股利支付率作為替代變量來解釋融資約束，按照受融資約束的可能性從高到低把樣本公司分為三類，即低股利支付公司、一般股利支付公司以及高股利支付公司。研究發(fā)現(xiàn)外部融資約束和組別之間有特別的聯(lián)系，支持了FHP（1988）的基本結(jié)論。FHP與KZ兩方的爭論引起了很多學者對此的興趣，Cleary（1999）根據(jù)KZ研究所得結(jié)論，探討投資和現(xiàn)金流量之間的關(guān)系，并對KZ（1997）的研究進行了改進。Vogt（2005）試圖對上述兩種截然不同的觀點作出解釋。他參照了FHP（1988）的研