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摘要：在借鉴前人研究的基础上，对信息不对称和现金流代理成本理论等相关理论进行分析，选取民营上高公司为样本，研究了我国民营上市公司投资与内部现金流的敏感性关系，探讨了不同融资约束情况下内部融资对公司投资的影响以及敏感性的动因。通过设定G值分类并选取已获利息倍数作为融资约束的替代指标，对样本总体进行分类。研究结果显示，公司投资支出显著地依赖于内部现金流。从理论动因来看，更多代理问题对我国上市公司投资与现金流敏感性关系有重要影响，民营上市公司更多地存在着代理问题造成的投资过度情况。最后，根据研究结果提出了关于我国资本市场和上市公司的建议。
关键词：融资约束；信息不对称理论；代理成本理论
一、引言
伴随着中国经济三十年的改革历程，国民营经济不断发展壮大，并已成为国民经济中极为重要的一个组成部分。据国家统计局统计，在1989—2005年间，我国民营经济创造的国民生产总值平均每年以28％的速度增长，远高于同期国民经济8％的增长率。尤其在“十五”(2000～2005年)期间，我国民营经济得到了空前的发展，民营经济的地位、作用、自身素质和政策制度等方面都发生了历史性的改变。然而由于诸多因素的影响，只有少数发展成熟、规模较大的民营企业在资金市场上因“马太效应”的作用，成为融资的“宠儿”，大多数民营企业很难顺利、快速地取得发展所需要的资金，面临明显的融资困境。同时投资方面，民营企业投资效率低的现象非常严重。由于民营资本在相对狭窄的投资域中，低水平重复建设较多，恶性竞争事件时有发生，国内的一项研究表明，中国民营企业投资的平均寿命只有2.9年(见俞乔等2002)。本文选取民营上市公司为样本，通过研究我国民营上市公司投资与内部现金流的敏感性关系及理论动因，探讨了我国民营上市公司的投融资现状。
二、理论分析
1新古典投资理论在内的传统投资理论以完美市场假设条件，为内部融资成本和外部融资成本相同，资方式的选择对企业没有任何影响，业投资与融资不相关。随着信息经济学的不断兴起与发展企业投资决策模型中逐渐增加了衡量融资约束的财务变量。其理论基础是，由于信息不对称、委托代理问题以及外部交易成本的存在，使得外部融资成本较高，企业具有内源融资偏好，其投资决策行为受融资条件的制约。当企业有好的投资机会而内源融资不足时，鉴于外部融资成本较高，或者给定成本下存在的资金配给现象使企业面临投资的融资约束，企业进行次优选择时，可能会放弃部分净现值为正的投资项目，从而导致投资不足。受到融资约企业的投资支出对其净财富或者说融资行为是敏感的，通过考察实践中企业投资支出与现金流之间的敏感性，可以确定其投资决策的融资约束与投资不足问题。并且，于不同公司受到的约束不同，其对内部现金流的敏感性也应不同。越高的资本约束，现金流对公司投资行为的影响就越大。Fazzari，Hubbard and Petersen(FHP，1988)首先提出投资一现金流量敏感性关系与公司融资约束问题。理论界对于融资约束代理变量的选择产生了很多分歧，因为不同的代理变量具有不同的优势，但也存在相应的缺陷。Moyen(2004)以及Cleary等人(2004)就指出，有些研究结果的差别关键在于判定公司受到融资约束的标准不同，不同的判断标准导致公司投资—现金流的敏感性与融资约束程度之间的关系不同，这最终是一个2实证问题。
同时，自由现金流的代理理论(Jensen，1986)认为，基于契约的不完全性，股东与管理者之间普遍存在代理问题，二者的利益关系存在一定程度的冲突。管理者处于自身利益最大化的目标追求，存在建立“企业帝国”的倾向。换言之，即使没有好的投资项目与投资机会，管理者宁可将资金留在企业进行低效率的投资，也不愿将其发放给股东或偿还债务，这与股东财富最大化的目标相违背。由于内部融资处于管理者的控制下，并且内部融资越充裕，外部融资对管理者形成的监督和约束的可能性就越少，管理者所获得的收益也就越大，这会导致企业管理者的内源融资偏好。企业同样表现出对内部现金流的追逐，实证研究也会发现投资与现金流之间存在正向敏感性，但其结果是企业过度投资，而不是基于融资约束的投资不足。许多学者，如Blanchard等(1994)、Shleifer和Vishn(1997)、Lamoni(1997)、Richardson(2006)等人分别从不同角度实证检验了过度投资假说。
Vogt(1994)选取公司规模和股利支付率对样本进行分组，并通过在回归方程中引入成长机会(以托宾Q值衡量)与现金流的互动项，对投资—现金流敏感性关系进行了实证检验和解释。结果发现小规模、高托宾Q、低股利支付公司存在较为明显的融资约束与投资不足问题，而大规模、低托宾Q、低股利支付率的公司则存在明显的投资过度行为。Stein(2003)也认为，投资不足和投资过度或者信息不对称理论与自由现金流理论并不是互相排斥的，它们根据企业的不同特征均能解释为什么企业投资对企业净财富或者说内部资金是敏感的。由此可见，投资与现金流之间的的敏感性关系并不是融资约束确立的充分条件，企业股东与管理者之间委托代理问题也可能导致二者之间存在较强的敏感性。
本文选取沪深两市民营上市公司面板数据为样本，首先研究全样本下企业投资与现金流量的敏感性关系，并将动因检验因子(投资机会与现金流的联合项Q*CF/K)引入回归模型，对样本总体进行动因检验，以初步考察企业投资不足或投资过度特征。随后，通过设定企业G值(现金流与投资机会之比)并对其进行测定。根据G值将样本区分为投资不足倾向组(G值较低)和投资过度倾向组(G值较高)，然后对各组分别进行投资—现金流量敏感性检验和动因检验，对结果进行分析。在此基础上，分别将各组样本按融资约束预分类变量再分组，并进行组内回归分析与多维比较判断，对融资约束与投资—现金流敏感关系进行深入考察与分析。
三、研究设计
(一)研究假设
根据前文的理论分析，本文提出以下假设：
假设1：公司的投资决策与公司内部的现金流密切相关，投资随着内部现金流的增减而相应增减。
假设2：融资约束不是公司投资与现金流敏感性关系产生的唯一原因，自由现金流理论同样可以解释这种现象。一部分企业的投资依赖与内部现金流主要是因为他们遇到了来自外部的融资约束，投资机会增加，投资对现金流的敏感性也随之增强。另一部分企业主要由于自由现金流假说下投资过度。
假设3：在按已获利息倍数作为融资约束的衡量指标下，已获利息倍数越低，即公司受到的融资约束越高，公司投资对现金流的敏感性越强。
利息保障倍数是常用的企业偿债能力指标，并且它在一定程度上反映了企业的盈利能力，无论是银行发放 贷款还是债权人或股东投资，都十分注重考察该指标，从而判断投资风险。因此，利息保障倍数高的企业，说明其偿债能力强，盈利水平高，投资风险小，银行、债权人或股东都愿意对其进行投资，其外部融资能力就强。反之，则外部融资能力弱。
(二)经验模型
在研究全样本投资与内部现金流的关系以及分组后不同融资约束下投资与内部现金流之间敏感性关系时，本文以Vogt(1994)模型为基础，在模型中纳入期初托宾，期初的主营业务收入和当期的现金流三个自变量，托宾系数描述公司未来的盈利能力，滞后销售收入变量反映销售加速理论，以当期的投资增量作为因变量。其中现金流与投资指标选择当期数据是因为他们都是流量指标，反映了当期需求和内部资金的可用性，而托宾与主营业务收入选择滞后一期的值则是因为滞后一期的值能更好地为公司决策提供信息。回归模型的基本形式如下：
其后，通过引进现金流与投资的相互影响变量，检验是信息不对称理论还是自由现金流量的代理成本理论起支配作用。拟采用的回归方程如下：
模型中各变量定义如下：(1)K表示公司的固定资产净值，I表示公司在一个会计年度内的投资支出，I/K表示单位固定资产净值的投资支出。本文所用的“投资支出”指的是公司的资本性投资支出机器、厂房、设备等同定资产支出，具体指资产负债表中固定资产原价、工程物资以及在建工程三项之和。(2)CF表示公司在一年内经营活动的净现金流入，数据来源于公司的现金流量表。CS表示公司的资金存量，用货币资金与短期投资之和表示。Y表示公司一年内的主营业务收入，这里用滞后变量反映公司投资的销售加速理论。Q表示公司市场价值与账面价值的比值。本文以公司的账面价值作为重置价值，另外由于我国全流通股改之前，上市公司的股本中国有股和法人股等非流通股所占的比重较大，公司市场价值中的股权价值包括流通股价值和非流通股价值两部分。本文中流通股价值等于普通股股价与发行在外的普通股股数的乘积，非流通股价值等于每股净资产与非流通股股数的乘积，两者之和为公司市场价值。
(三)样本选取
本文选择国内沪深两市民营上市公司(A股)2000—2006年的财务数据和股票交易数据进行研究。本文中提到的民营类上市公司，是指控股股东是民营性质企业、主要决策经营权被民营性质企业控制、自然人对上市公司有控制能力或因为管理层持股等原因可以被认为是私营性质处于控制地位的上市公司。为保证数据的有效性，消除异常样本对研究结论的影响，本文对样本做了如下处理：(1)以年度为单位，剔除了各年新上市和退市的民营上市公司，保证了样本的连续性和数据的完整性。并且刚上市的公司其固定资产增加值较大，以此来衡量公司的年度投资支出存在较大的误差。(2)剔除了ST和*ST的公司，这些公司或者财务异常，或者连续亏损，流动性约束十分严重。(3)剔除了既发行A股又发行B股的公司，因为B股的市场环境，运作方式与A股有所不同，并且B股的市场价值由于受到汇率等的影响难以准确计算。(4)剔除了数据缺失以及Q极大或主营业务变化较大的异动指标的公司。最终筛选出民营上市公司2000年至2006年1313个公司年度数据作为研究样本。本文数据来源上海万得资讯科技有限公司提供的万得数据库(Wind)和金融界网站(www.jrj.com)。
四、实证结果
(一)样本描述性统计
回归样本为沪深两市民营上市公司，所有公司2000—2006年度数据为1313个。表1显示了描述性统计分析情况。从表9可以看出，期初资金存量/固定资产净值、现金流/固定资产净值以及销售收入/固定资产净值的标准差较大。其中，现金流的均值为O.0085，最小值为-124.1984，而最大值达71.3720，类似地，销售收入/固定资产净值的数值也与均值出现较大偏差。
此外，表1数据列示了我国民营上市公司的投资支出、现金流量、资金存量、主营业务收入以及托宾值的基本情况。在一个会计年度中的固定资产平均支出占年初固定资产净值的49.49％，现金流量占年初固定资产净值的O.85％。
(二)回归结果分析
1.全样本回归结果分析
从表2可以看出，期初资金存量和当期现金流量回归系数的显著性概率均为0.000，估计值显著大于零，这说明公司的内部现金流对公司的投资支出有显著的影响，支持假设1。
从回归结果还可以看到，表示公司未来投资机会的托宾系数为负，并且系数估计值在0.1的水平下与0没有显著差异，与理论估计有所偏差。原因可能是在过去的多年中，我国上市公司存在严重的股权分置现象，其市场价值从而托宾Q值会表现出一定偏误。虽然从95年我国启动了股权分置改革，但是由于非流通股的全面流通需要一个渐进的过程。因此，在估计上市公司市场价值时存在着失真。并且中国的股票市场发展时期短，股票市场的价值显著的偏离企业的基本价值时，一般的经验研究所采取的值并不能捕获企业的成长机会和价值(Bond&Cummins，2001)。同时，从样本总体来看，上年主营业务收入对公司投资影响也不显著，有可能是公司存在大量的应收、应付款项，另外也不排除我国上市公司财务报表数据真实性问题。根据回归结果，我们可以得到这样的基本结论：我国民营上市公司在进行投资决策时，较显著地依赖于公司内部现金流。
注：Dependent Variable：I/K；I/K：投资支出/固定资产净值；CS/K：期初资金存量/固定资产
净值；CF/K现金流量/固定资产净值；Y/K：上年主营业务收入/固定资产净值；Q：期初托宾Q。
为进一步考察各解释变量对投资支出的影响，让当期现金流/固定资产净值、期初资金存量，固定资产净值、上年主营业务收入/固定资产净值，以及期初托宾逐步进入回归，得到样本总体投资与多影响因素的逐步回归结果表3。
回归结果中值得注意的是，模型的调整判定系数并不高，仅有6.8％。在以往的相关研究中，从参考的同类模型来看，这个系数一向不高，在5％至10％之间。究其原因，公司投资受到的影响因素较为复杂，本文考察的变量只是与投资支出显著相关，因此并不能对公司投资决策进行完全的解释。
注：Dependent Variable：I/K；I/K：投资支出/固定资产净值；CS/K：期初资金存量/固定资产净值；CF/K现金流量/固定资产净值；Y/K：上年主营业务收入/固定资产净值；Q：期初托宾Q。
回归结果显示，期初资金存量最先进入方程中，其次是当期现金流量，而期初托宾Q值和上年主营业务收入没有进入回归。期初资金存量对方程的解释能力最为显著，调整判定系数为5.4％，说明其对投资决策的影响较大。当期现金流对模型也有较强解释力。
因此，就总体样本而言，公司投资决策受内部现金流 影响较大，内部现金的充沛程度在影响投资的因素中表现最为强烈。系数的估计值为正，说明企业的投资支出随着内部现金流的增加而增加。这证明我国上市公司的投资普遍依赖于内部现金流，投资与内部现金流星显著的正相关关系。
通过前面实证研究，我们已经证明了假设一的成立，我国上市公司的投资行为显著地依赖于内部现金流，那么进行下一步的研究，我们首先要找出投资支出依赖内部现金流的背后动因。
前文已经提到，投资依赖内部现金流的动因存在着两种截然相反的解释，即基于自由现金流量代理成本理论的过度投资和基于信息不对称理论的投资不足。由于不对称信息的存在，造成投资者在为公司提供资金时有可能过于谨慎，减少资金数量，提高资金的使用成本，低估有风险的证券，使内部融资和外部融资不再互相替代，因此相对于外部融资而言，公司将偏好于内部融资。这样，如果企业外部融资的信息成本较高，当面临良好投资机会时，公司对内部现金流将非常敏感，同时公司可能因为内部资金不足、外部资金成本过高而放弃了投资机会，造成投资不足；另一方面，由于普遍存在的经理人和股东之间的代理问题，经理人为了自身利益的最大化，会将公司多余的现金流量投入到净现值为负的项目中，从而造成过度投资问题。当缺乏有价值的投资项目时，公司规模最大化的目标与股东利益相冲突，也就是说。过度投资发生在公司前景不佳时。这样，代理问题就意味着缺少有价值投资项目的公司表现出投资与现金流的正相关关系。
Vogt(1994)总结了信息不对称理论和自由现金流理论，并利用这两个理论进行实证分析，在回归方程中引入托宾与现金流的互动项，实证结果中如果互动项系数为正，表明公司价值提高时，现金流量对投资影响增强，这支持信息不对称理论，公司存在投资不足；如果系数为负，表明公司价值下降时，现金流量对投资的影响增强，结论将支持自由现金流量的代理成本理论，公司存在过度投资。表4是运用Vogt模型对投资依赖内部现金流的动因分析的回归结果。
注：Dependent Variable：I/K；I/K：投资支出/固定资产净值；CS/K：期初资金存量，固定资产净值；CF/K现金流量/固定资产净值；Y/K：上年主营业务收入/固定资产净值；Q：期初托宾Q。
回归结果中，动因因子的系数估计值显著为负，表明公司价值下降时，现金流量对投资的影响增强，结论支持自由现金流量的代理成本理论，公司存在过度投资。因此，以上回归结果说明本文的假设二成立，融资约束不是我国民营上市公司投资与现金流敏感性关系产生的主要原因。为进一步研究我国民营上市公司投资与现金流的敏感性关系及其理论动因，下面按G值对样本进行分类探讨。
2.G值分类下回归结果分析
前文对样本总体的回归分析，并将动因检验因子(投资机会与现金流的联合项Q*CF/K)引入回归模型，对样本总体进行动因检验，初步考察了企业整体上具有投资过度特征，但据此得出所有的样本企业都表现为投资过度说服力并不强。为了对企业投资行为进行深入考察，本文以下部分通过设定企业G值(现金流与投资机会之比)对其进行进一步分析。通常相对G值较低则意味着Q比较高，即企业有好的融资前景和更多的投资机会，在这样前提下较低的现金流使企业有投资不足的倾向，反之，G值较高的企业有投资过度倾向。
根据G值将样本区分为投资不足倾向组(G值较低)和投资过度倾向组(G值较高)，然后对各组的相关变量进行深入比较分析，有针对性地判断是否某些企业还存在融资约束的影响从而表现出投资不足的特征。因此，本文将总样本按G值分类，以下是取二分点的回归结果。
下面分别对上述两张表进行说明和比较。我们看到各组回归的F统计值的显著性概率P=.000<0.01，在0.01的水平上显著异于零。这说明方程总体回归效果是显著的。两组数据下的自变量现金流都顺利进入回归，并且标准回归系数都在0.05的水平上显著为正，这说明各组企业的投资都受到内部现金流的影响，表现出正相关关系。
其中；投资过度倾向组(G值较高)组和投资不足倾向组(G值较低)组的投资对现金流的敏感系数分别为0.065和0.021。投资过度倾向组的系数高于我们上文分析的全样本的回归系数0.035，也大大高于投资不足倾向组的敏感性系数。这说明投资过度倾向组(G值较高)企业的投资对现金流的敏感性高于投资不足倾向组，根据整体样本的动因检验结果，这似乎表明该组民营企业投资过度现象尤其严重。以下引入动因检验进一步分析。逐步回归结果见表7：
回归结果显示，两个样本中的动因检验因子的系数估计值都为负数，且显著性概率P<0.01。在0.01的水平上显著异于零。与样本总体的动因检验结果类似，说明结论支持代理成本理论，现金流敏感性缘于投资过度。观察各样本动因因子的系数值，可以注意到，投资过度倾向组(G值较高)的样本组的系数为—.182，绝对值大于投资不足倾向组(G值较低)系数—.041，两组样本均存在较严重的代理问题，企业表现出投资过度特征，即所有企业均不存在投资不足现象。因为即使我们按照G值分组后具有投资不足倾向组的企业，其动因检验因子亦未表现出正的系数，反而体现出投资过度的判定值，而投资过度倾向组(G值较高)其投资过度特征更为突出。
以下在G值分类基础上，将各组样本按融资约束预分类变量再分组，进行回归分析与多维比较判断。
3.投资不足倾向组(G值较低)按已获利息倍数分类的投资敏感性分析
利息保障倍数是常用的企业偿债能力指标。并且它在一定程度上反映了企业的盈利能力，无论是银行发放贷款还是债权人或股东投资，都十分注重考察该指标，从而判断投资风险。因此利息保障倍数高的企业，说明其偿债能力强，盈利水平高，投资风险小，银行、债权人或股东都愿意对其进行投资，其外部融资能力就强。反之，则外部融资能力弱。
本文将投资不足倾向组按利息保障倍数分类取三分点，我们把利息保障倍数小于1.7241的公司界定为高融资约束组，企业的盈利或偿债存在一定的问题，投资具有较大的风险。将利息保障倍数大于等于1.7241且小于等于4.974视为企业受到中等融资约束，当利息保障倍数大于4.974时，企业的偿债能力非常强，应具有较强的外部融资能力，归为低融资约束组。
通过前面的分组检验，我们难以判断出企业投资受到融资约束的影响，而投资过度特征更为明显。为了进一步对结论进行验证，本节按已获利息保障倍数这一衡量融资约束的预分类变量，将样本分组进行回归分析，考察在投资不足倾向类别中不同融资约束组所表现出的投资与内部现金流敏感性，如果高融资约束组表现出更明显的正向投资一现金流敏感性，中等融资约束组次之，低融资约束组最低，则在一定程度可以认为企业投资受到融资约束的影响，否则，结论将支持我们前面检验所得出 的判断：企业具有投资过度特征。我们分别把三组数据放入模型进行逐步回归，得到如下结果，见表8。
子样本的回归结果显示，各组回归的F统计值的显著性概率P=.000<0.01，在0.01的水平上显著异于零，这说明总体的回归效果是显著的。三个模型中的自变量现金流都顺利进入回归，但回归系数只有中等融资约束组在0.01的水平上显著为正并且高于上文分析的全样本的回归系数，这说明中等融资约束组企业的投资较为明显地受到内部现金流的影响，表现出正相关关系。
其中，高融资约束组和低融资约束组的投资对现金流的敏感系数为负，没有表现出假定企业投资受到融资约束的正向相关性，更看不到检验所期望的高融资约束组与低融资约束组之间的区别，高融资约束组和低融资约束组企业的投资对现金流的敏感性均不强，不能支持企业受到融资约束的假设。
4.投资过度倾向组(G值较高)按已获利息倍数分类的投资敏感性分析
本节将投资过度倾向组按利息保障倍数分类取三分点，我们把利息保障倍数小于2.756的公司，利息保障倍数大于等于2.756且小于等于8.246的公司以及利息保障倍数大于8.246的公司分别视为高融资约束组、中等融资约束组以及低融资约束组。
根据前面的分析结果，我们已基本确认投资过度倾向组企业的投资过度特征。为了进一步检验该结论，本节按已获利息保障倍数这一衡量融资约束的预分类变量，考察在投资过度倾向类别中不同融资约束组所表现出的投资与内部现金流敏感性，如果高融资约束组表现出更明显的正向投资—现金流敏感性，中等融资约束组次之，低融资约束组最低，则在一定程度可以认为企业投资受到融资约束的影响，否则，结论将支持我们前面检验所得出的判断：企业具有投资过度特征。我们分别把三组数据放入模型进行回归，只有已获利息倍数>8.246的低融资约束组的自变量现金流顺利进入回归，见表9。
子样本的回归结果显示，低融资约束组回归的F统计值的显著性概率P=.000<0.01，在0.01的水平上显著异于零。这说明总体的回归效果是显著的。自变量现金流顺利进入回归，回归系数在0.01的水平上显著为正并且大大高于上文分析的全样本的回归系数，这说明低融资约束组企业的投资受到内部现金流的影响，表现出正相关关系。但高融资约束组和中等融资约束组的投资对现金流的不敏感，没有表现出假定企业投资受到融资约束的正向相关性，更看不到检验所期望的高融资约束组与低融资约束组之间的区别，不能支持企业受到融资约束的假设。
五、结论与政策建议
本文主要得出以下主要结论：(1)假设一成立。公司的投资决策与公司内部的现金流密切相关，投资随着内部现金流的增减而相应增减。(2)从样本总体来看，自由现金流量的代理成本理论为我国上市公司投资与现金流敏感性关系的理论动因。(3)根据G值将样本区分为投资不足倾向组(G值较低)和投资过度倾向组(G值较高)，两组投资都对现金流敏感。引入动因检验进一步分析显示，两个样本中的动因检验因子的系数估计值都为负数，且显著性概率P<0.01，说明结论支持代理成本理论，现金流敏感性缘于投资过度。(4)无论是投资不足倾向组还是投资过度倾向组在融资约束预分类变量利息保障倍数再分组下，没有完全表现出假定企业投资受到融资约束的正向相关性，更看不到检验所期望的高融资约束组与低融资约束组之间的区别，即高融资约束组表现出更明显的正向投资一现金流敏感性，中等融资约束组次之，低融资约束组最低。结果不能支持企业受到融资约束的假设，假设三不成立。
综上所述，可以看出我国民营上市公司委托代理问题严重。即企业存在“内部人控制”以及股权结构不合理和治理结构不完善等特征，公司管理者运用权限以享受特权的行为较多，管理层的代理成本很高，一旦拥有可支配的现金流量，管理层会投资于非盈利项目以谋求私利，结果往往是导致投资过度。现代企业的典型特征是所有权分散以及所有权和控制权的分离，在这种情况下。因为缺少有效的激励和约束机制，管理者谋求的只是自身利益最大化，而与遵循股东利益最大化往往并不相符，从而产生代理问题。因此上市公司内部治理机制的不完善弱化了对非效率投资决策的监督和控制。由于内部治理机制不完善表现在董事会、监事会缺乏独立性，外部董事形同虚设，民营上市公司应逐步建立健全独立董事制度，切断其与公司可能存在的某种灰色联系，从而发挥独立董事的制度优越性；同时继续探索经理层合理的持股比例，并通过公司治理文化对经理层进行激励与约束，注重培育良好的公司治理文化，采取依靠文化激励人、约束人，让经理层成为有责任感的职业经理人。
同时民营企业过度投资问题比较严重，一方面，民营企业自身投资方面存在很多问题，民营企业投资效率低尤其严重，并且由于民营资本在相对狭窄的投资域中，低水平重复建设较多。民营投资行为存在着种种扭曲、失灵，民间资本投资存在着盲目跟进的问题；另一方面地方政府依然对民营企业施加影响，在很大程度上造成这些企业的过度投资。因此，要改变民营企业的非理性投资的现状，应从制定企业发展战略人手，增强企业的战略发展意识；再逐步完善企业的内部控制制度，使投资为战略服务，通过投资增强企业的竞争力，避免非理性投资对企业的影响。同时在优化企业投资行为，完善企业治理机制的同时，应进一步转换政府职能、加强政府正确引导作用。
参考文献：
[1]冯巍.内部现金流与企业投资—来自我国股票市场上市公司财务报告的证据[J].经济科学，1999，1
[2]郑江淮，何旭强，王华.上市公司投资的融资约束：从股权结构角度的实证分析[J].金融研究，2001，11
[3]李辰，张冀.股权结构、现金流量与资本投资[J].中国经济学季刊，2005，5
[4]饶育蕾.中国上市公司大股东对投资影响的实证研究[J].南开商业评论，2006，9
[5]姜秀珍，全林，陈俊芳.现金流量与公司投资决策—从公司规模角度的实证研究[J].业工程与管理，2003，5
[6]钱震杰.中国工业企业投资的融资约束研究[J].清华大学学报，2006，1
[7]魏锋，刘星.融资约束、不确定性对公司投资行为的影响[J].经济科学，2004，2
关键词：融资约束；信息不对称理论；代理成本理论
一、引言
伴随着中国经济三十年的改革历程，国民营经济不断发展壮大，并已成为国民经济中极为重要的一个组成部分。据国家统计局统计，在1989—2005年间，我国民营经济创造的国民生产总值平均每年以28％的速度增长，远高于同期国民经济8％的增长率。尤其在“十五”(2000～2005年)期间，我国民营经济得到了空前的发展，民营经济的地位、作用、自身素质和政策制度等方面都发生了历史性的改变。然而由于诸多因素的影响，只有少数发展成熟、规模较大的民营企业在资金市场上因“马太效应”的作用，成为融资的“宠儿”，大多数民营企业很难顺利、快速地取得发展所需要的资金，面临明显的融资困境。同时投资方面，民营企业投资效率低的现象非常严重。由于民营资本在相对狭窄的投资域中，低水平重复建设较多，恶性竞争事件时有发生，国内的一项研究表明，中国民营企业投资的平均寿命只有2.9年(见俞乔等2002)。本文选取民营上市公司为样本，通过研究我国民营上市公司投资与内部现金流的敏感性关系及理论动因，探讨了我国民营上市公司的投融资现状。
二、理论分析
1新古典投资理论在内的传统投资理论以完美市场假设条件，为内部融资成本和外部融资成本相同，资方式的选择对企业没有任何影响，业投资与融资不相关。随着信息经济学的不断兴起与发展企业投资决策模型中逐渐增加了衡量融资约束的财务变量。其理论基础是，由于信息不对称、委托代理问题以及外部交易成本的存在，使得外部融资成本较高，企业具有内源融资偏好，其投资决策行为受融资条件的制约。当企业有好的投资机会而内源融资不足时，鉴于外部融资成本较高，或者给定成本下存在的资金配给现象使企业面临投资的融资约束，企业进行次优选择时，可能会放弃部分净现值为正的投资项目，从而导致投资不足。受到融资约企业的投资支出对其净财富或者说融资行为是敏感的，通过考察实践中企业投资支出与现金流之间的敏感性，可以确定其投资决策的融资约束与投资不足问题。并且，于不同公司受到的约束不同，其对内部现金流的敏感性也应不同。越高的资本约束，现金流对公司投资行为的影响就越大。Fazzari，Hubbard and Petersen(FHP，1988)首先提出投资一现金流量敏感性关系与公司融资约束问题。理论界对于融资约束代理变量的选择产生了很多分歧，因为不同的代理变量具有不同的优势，但也存在相应的缺陷。Moyen(2004)以及Cleary等人(2004)就指出，有些研究结果的差别关键在于判定公司受到融资约束的标准不同，不同的判断标准导致公司投资—现金流的敏感性与融资约束程度之间的关系不同，这最终是一个2实证问题。
同时，自由现金流的代理理论(Jensen，1986)认为，基于契约的不完全性，股东与管理者之间普遍存在代理问题，二者的利益关系存在一定程度的冲突。管理者处于自身利益最大化的目标追求，存在建立“企业帝国”的倾向。换言之，即使没有好的投资项目与投资机会，管理者宁可将资金留在企业进行低效率的投资，也不愿将其发放给股东或偿还债务，这与股东财富最大化的目标相违背。由于内部融资处于管理者的控制下，并且内部融资越充裕，外部融资对管理者形成的监督和约束的可能性就越少，管理者所获得的收益也就越大，这会导致企业管理者的内源融资偏好。企业同样表现出对内部现金流的追逐，实证研究也会发现投资与现金流之间存在正向敏感性，但其结果是企业过度投资，而不是基于融资约束的投资不足。许多学者，如Blanchard等(1994)、Shleifer和Vishn(1997)、Lamoni(1997)、Richardson(2006)等人分别从不同角度实证检验了过度投资假说。
Vogt(1994)选取公司规模和股利支付率对样本进行分组，并通过在回归方程中引入成长机会(以托宾Q值衡量)与现金流的互动项，对投资—现金流敏感性关系进行了实证检验和解释。结果发现小规模、高托宾Q、低股利支付公司存在较为明显的融资约束与投资不足问题，而大规模、低托宾Q、低股利支付率的公司则存在明显的投资过度行为。Stein(2003)也认为，投资不足和投资过度或者信息不对称理论与自由现金流理论并不是互相排斥的，它们根据企业的不同特征均能解释为什么企业投资对企业净财富或者说内部资金是敏感的。由此可见，投资与现金流之间的的敏感性关系并不是融资约束确立的充分条件，企业股东与管理者之间委托代理问题也可能导致二者之间存在较强的敏感性。
本文选取沪深两市民营上市公司面板数据为样本，首先研究全样本下企业投资与现金流量的敏感性关系，并将动因检验因子(投资机会与现金流的联合项Q*CF/K)引入回归模型，对样本总体进行动因检验，以初步考察企业投资不足或投资过度特征。随后，通过设定企业G值(现金流与投资机会之比)并对其进行测定。根据G值将样本区分为投资不足倾向组(G值较低)和投资过度倾向组(G值较高)，然后对各组分别进行投资—现金流量敏感性检验和动因检验，对结果进行分析。在此基础上，分别将各组样本按融资约束预分类变量再分组，并进行组内回归分析与多维比较判断，对融资约束与投资—现金流敏感关系进行深入考察与分析。
三、研究设计
(一)研究假设
根据前文的理论分析，本文提出以下假设：
假设1：公司的投资决策与公司内部的现金流密切相关，投资随着内部现金流的增减而相应增减。
假设2：融资约束不是公司投资与现金流敏感性关系产生的唯一原因，自由现金流理论同样可以解释这种现象。一部分企业的投资依赖与内部现金流主要是因为他们遇到了来自外部的融资约束，投资机会增加，投资对现金流的敏感性也随之增强。另一部分企业主要由于自由现金流假说下投资过度。
假设3：在按已获利息倍数作为融资约束的衡量指标下，已获利息倍数越低，即公司受到的融资约束越高，公司投资对现金流的敏感性越强。
利息保障倍数是常用的企业偿债能力指标，并且它在一定程度上反映了企业的盈利能力，无论是银行发放 贷款还是债权人或股东投资，都十分注重考察该指标，从而判断投资风险。因此，利息保障倍数高的企业，说明其偿债能力强，盈利水平高，投资风险小，银行、债权人或股东都愿意对其进行投资，其外部融资能力就强。反之，则外部融资能力弱。
(二)经验模型
在研究全样本投资与内部现金流的关系以及分组后不同融资约束下投资与内部现金流之间敏感性关系时，本文以Vogt(1994)模型为基础，在模型中纳入期初托宾，期初的主营业务收入和当期的现金流三个自变量，托宾系数描述公司未来的盈利能力，滞后销售收入变量反映销售加速理论，以当期的投资增量作为因变量。其中现金流与投资指标选择当期数据是因为他们都是流量指标，反映了当期需求和内部资金的可用性，而托宾与主营业务收入选择滞后一期的值则是因为滞后一期的值能更好地为公司决策提供信息。回归模型的基本形式如下：
其后，通过引进现金流与投资的相互影响变量，检验是信息不对称理论还是自由现金流量的代理成本理论起支配作用。拟采用的回归方程如下：
模型中各变量定义如下：(1)K表示公司的固定资产净值，I表示公司在一个会计年度内的投资支出，I/K表示单位固定资产净值的投资支出。本文所用的“投资支出”指的是公司的资本性投资支出机器、厂房、设备等同定资产支出，具体指资产负债表中固定资产原价、工程物资以及在建工程三项之和。(2)CF表示公司在一年内经营活动的净现金流入，数据来源于公司的现金流量表。CS表示公司的资金存量，用货币资金与短期投资之和表示。Y表示公司一年内的主营业务收入，这里用滞后变量反映公司投资的销售加速理论。Q表示公司市场价值与账面价值的比值。本文以公司的账面价值作为重置价值，另外由于我国全流通股改之前，上市公司的股本中国有股和法人股等非流通股所占的比重较大，公司市场价值中的股权价值包括流通股价值和非流通股价值两部分。本文中流通股价值等于普通股股价与发行在外的普通股股数的乘积，非流通股价值等于每股净资产与非流通股股数的乘积，两者之和为公司市场价值。
(三)样本选取
本文选择国内沪深两市民营上市公司(A股)2000—2006年的财务数据和股票交易数据进行研究。本文中提到的民营类上市公司，是指控股股东是民营性质企业、主要决策经营权被民营性质企业控制、自然人对上市公司有控制能力或因为管理层持股等原因可以被认为是私营性质处于控制地位的上市公司。为保证数据的有效性，消除异常样本对研究结论的影响，本文对样本做了如下处理：(1)以年度为单位，剔除了各年新上市和退市的民营上市公司，保证了样本的连续性和数据的完整性。并且刚上市的公司其固定资产增加值较大，以此来衡量公司的年度投资支出存在较大的误差。(2)剔除了ST和*ST的公司，这些公司或者财务异常，或者连续亏损，流动性约束十分严重。(3)剔除了既发行A股又发行B股的公司，因为B股的市场环境，运作方式与A股有所不同，并且B股的市场价值由于受到汇率等的影响难以准确计算。(4)剔除了数据缺失以及Q极大或主营业务变化较大的异动指标的公司。最终筛选出民营上市公司2000年至2006年1313个公司年度数据作为研究样本。本文数据来源上海万得资讯科技有限公司提供的万得数据库(Wind)和金融界网站(www.jrj.com)。
四、实证结果
(一)样本描述性统计
回归样本为沪深两市民营上市公司，所有公司2000—2006年度数据为1313个。表1显示了描述性统计分析情况。从表9可以看出，期初资金存量/固定资产净值、现金流/固定资产净值以及销售收入/固定资产净值的标准差较大。其中，现金流的均值为O.0085，最小值为-124.1984，而最大值达71.3720，类似地，销售收入/固定资产净值的数值也与均值出现较大偏差。
此外，表1数据列示了我国民营上市公司的投资支出、现金流量、资金存量、主营业务收入以及托宾值的基本情况。在一个会计年度中的固定资产平均支出占年初固定资产净值的49.49％，现金流量占年初固定资产净值的O.85％。
(二)回归结果分析
1.全样本回归结果分析
从表2可以看出，期初资金存量和当期现金流量回归系数的显著性概率均为0.000，估计值显著大于零，这说明公司的内部现金流对公司的投资支出有显著的影响，支持假设1。
从回归结果还可以看到，表示公司未来投资机会的托宾系数为负，并且系数估计值在0.1的水平下与0没有显著差异，与理论估计有所偏差。原因可能是在过去的多年中，我国上市公司存在严重的股权分置现象，其市场价值从而托宾Q值会表现出一定偏误。虽然从95年我国启动了股权分置改革，但是由于非流通股的全面流通需要一个渐进的过程。因此，在估计上市公司市场价值时存在着失真。并且中国的股票市场发展时期短，股票市场的价值显著的偏离企业的基本价值时，一般的经验研究所采取的值并不能捕获企业的成长机会和价值(Bond&Cummins，2001)。同时，从样本总体来看，上年主营业务收入对公司投资影响也不显著，有可能是公司存在大量的应收、应付款项，另外也不排除我国上市公司财务报表数据真实性问题。根据回归结果，我们可以得到这样的基本结论：我国民营上市公司在进行投资决策时，较显著地依赖于公司内部现金流。
注：Dependent Variable：I/K；I/K：投资支出/固定资产净值；CS/K：期初资金存量/固定资产
净值；CF/K现金流量/固定资产净值；Y/K：上年主营业务收入/固定资产净值；Q：期初托宾Q。
为进一步考察各解释变量对投资支出的影响，让当期现金流/固定资产净值、期初资金存量，固定资产净值、上年主营业务收入/固定资产净值，以及期初托宾逐步进入回归，得到样本总体投资与多影响因素的逐步回归结果表3。
回归结果中值得注意的是，模型的调整判定系数并不高，仅有6.8％。在以往的相关研究中，从参考的同类模型来看，这个系数一向不高，在5％至10％之间。究其原因，公司投资受到的影响因素较为复杂，本文考察的变量只是与投资支出显著相关，因此并不能对公司投资决策进行完全的解释。
注：Dependent Variable：I/K；I/K：投资支出/固定资产净值；CS/K：期初资金存量/固定资产净值；CF/K现金流量/固定资产净值；Y/K：上年主营业务收入/固定资产净值；Q：期初托宾Q。
回归结果显示，期初资金存量最先进入方程中，其次是当期现金流量，而期初托宾Q值和上年主营业务收入没有进入回归。期初资金存量对方程的解释能力最为显著，调整判定系数为5.4％，说明其对投资决策的影响较大。当期现金流对模型也有较强解释力。
因此，就总体样本而言，公司投资决策受内部现金流 影响较大，内部现金的充沛程度在影响投资的因素中表现最为强烈。系数的估计值为正，说明企业的投资支出随着内部现金流的增加而增加。这证明我国上市公司的投资普遍依赖于内部现金流，投资与内部现金流星显著的正相关关系。
通过前面实证研究，我们已经证明了假设一的成立，我国上市公司的投资行为显著地依赖于内部现金流，那么进行下一步的研究，我们首先要找出投资支出依赖内部现金流的背后动因。
前文已经提到，投资依赖内部现金流的动因存在着两种截然相反的解释，即基于自由现金流量代理成本理论的过度投资和基于信息不对称理论的投资不足。由于不对称信息的存在，造成投资者在为公司提供资金时有可能过于谨慎，减少资金数量，提高资金的使用成本，低估有风险的证券，使内部融资和外部融资不再互相替代，因此相对于外部融资而言，公司将偏好于内部融资。这样，如果企业外部融资的信息成本较高，当面临良好投资机会时，公司对内部现金流将非常敏感，同时公司可能因为内部资金不足、外部资金成本过高而放弃了投资机会，造成投资不足；另一方面，由于普遍存在的经理人和股东之间的代理问题，经理人为了自身利益的最大化，会将公司多余的现金流量投入到净现值为负的项目中，从而造成过度投资问题。当缺乏有价值的投资项目时，公司规模最大化的目标与股东利益相冲突，也就是说。过度投资发生在公司前景不佳时。这样，代理问题就意味着缺少有价值投资项目的公司表现出投资与现金流的正相关关系。
Vogt(1994)总结了信息不对称理论和自由现金流理论，并利用这两个理论进行实证分析，在回归方程中引入托宾与现金流的互动项，实证结果中如果互动项系数为正，表明公司价值提高时，现金流量对投资影响增强，这支持信息不对称理论，公司存在投资不足；如果系数为负，表明公司价值下降时，现金流量对投资的影响增强，结论将支持自由现金流量的代理成本理论，公司存在过度投资。表4是运用Vogt模型对投资依赖内部现金流的动因分析的回归结果。
注：Dependent Variable：I/K；I/K：投资支出/固定资产净值；CS/K：期初资金存量，固定资产净值；CF/K现金流量/固定资产净值；Y/K：上年主营业务收入/固定资产净值；Q：期初托宾Q。
回归结果中，动因因子的系数估计值显著为负，表明公司价值下降时，现金流量对投资的影响增强，结论支持自由现金流量的代理成本理论，公司存在过度投资。因此，以上回归结果说明本文的假设二成立，融资约束不是我国民营上市公司投资与现金流敏感性关系产生的主要原因。为进一步研究我国民营上市公司投资与现金流的敏感性关系及其理论动因，下面按G值对样本进行分类探讨。
2.G值分类下回归结果分析
前文对样本总体的回归分析，并将动因检验因子(投资机会与现金流的联合项Q*CF/K)引入回归模型，对样本总体进行动因检验，初步考察了企业整体上具有投资过度特征，但据此得出所有的样本企业都表现为投资过度说服力并不强。为了对企业投资行为进行深入考察，本文以下部分通过设定企业G值(现金流与投资机会之比)对其进行进一步分析。通常相对G值较低则意味着Q比较高，即企业有好的融资前景和更多的投资机会，在这样前提下较低的现金流使企业有投资不足的倾向，反之，G值较高的企业有投资过度倾向。
根据G值将样本区分为投资不足倾向组(G值较低)和投资过度倾向组(G值较高)，然后对各组的相关变量进行深入比较分析，有针对性地判断是否某些企业还存在融资约束的影响从而表现出投资不足的特征。因此，本文将总样本按G值分类，以下是取二分点的回归结果。
下面分别对上述两张表进行说明和比较。我们看到各组回归的F统计值的显著性概率P=.000<0.01，在0.01的水平上显著异于零。这说明方程总体回归效果是显著的。两组数据下的自变量现金流都顺利进入回归，并且标准回归系数都在0.05的水平上显著为正，这说明各组企业的投资都受到内部现金流的影响，表现出正相关关系。
其中；投资过度倾向组(G值较高)组和投资不足倾向组(G值较低)组的投资对现金流的敏感系数分别为0.065和0.021。投资过度倾向组的系数高于我们上文分析的全样本的回归系数0.035，也大大高于投资不足倾向组的敏感性系数。这说明投资过度倾向组(G值较高)企业的投资对现金流的敏感性高于投资不足倾向组，根据整体样本的动因检验结果，这似乎表明该组民营企业投资过度现象尤其严重。以下引入动因检验进一步分析。逐步回归结果见表7：
回归结果显示，两个样本中的动因检验因子的系数估计值都为负数，且显著性概率P<0.01。在0.01的水平上显著异于零。与样本总体的动因检验结果类似，说明结论支持代理成本理论，现金流敏感性缘于投资过度。观察各样本动因因子的系数值，可以注意到，投资过度倾向组(G值较高)的样本组的系数为—.182，绝对值大于投资不足倾向组(G值较低)系数—.041，两组样本均存在较严重的代理问题，企业表现出投资过度特征，即所有企业均不存在投资不足现象。因为即使我们按照G值分组后具有投资不足倾向组的企业，其动因检验因子亦未表现出正的系数，反而体现出投资过度的判定值，而投资过度倾向组(G值较高)其投资过度特征更为突出。
以下在G值分类基础上，将各组样本按融资约束预分类变量再分组，进行回归分析与多维比较判断。
3.投资不足倾向组(G值较低)按已获利息倍数分类的投资敏感性分析
利息保障倍数是常用的企业偿债能力指标。并且它在一定程度上反映了企业的盈利能力，无论是银行发放贷款还是债权人或股东投资，都十分注重考察该指标，从而判断投资风险。因此利息保障倍数高的企业，说明其偿债能力强，盈利水平高，投资风险小，银行、债权人或股东都愿意对其进行投资，其外部融资能力就强。反之，则外部融资能力弱。
本文将投资不足倾向组按利息保障倍数分类取三分点，我们把利息保障倍数小于1.7241的公司界定为高融资约束组，企业的盈利或偿债存在一定的问题，投资具有较大的风险。将利息保障倍数大于等于1.7241且小于等于4.974视为企业受到中等融资约束，当利息保障倍数大于4.974时，企业的偿债能力非常强，应具有较强的外部融资能力，归为低融资约束组。
通过前面的分组检验，我们难以判断出企业投资受到融资约束的影响，而投资过度特征更为明显。为了进一步对结论进行验证，本节按已获利息保障倍数这一衡量融资约束的预分类变量，将样本分组进行回归分析，考察在投资不足倾向类别中不同融资约束组所表现出的投资与内部现金流敏感性，如果高融资约束组表现出更明显的正向投资一现金流敏感性，中等融资约束组次之，低融资约束组最低，则在一定程度可以认为企业投资受到融资约束的影响，否则，结论将支持我们前面检验所得出 的判断：企业具有投资过度特征。我们分别把三组数据放入模型进行逐步回归，得到如下结果，见表8。
子样本的回归结果显示，各组回归的F统计值的显著性概率P=.000<0.01，在0.01的水平上显著异于零，这说明总体的回归效果是显著的。三个模型中的自变量现金流都顺利进入回归，但回归系数只有中等融资约束组在0.01的水平上显著为正并且高于上文分析的全样本的回归系数，这说明中等融资约束组企业的投资较为明显地受到内部现金流的影响，表现出正相关关系。
其中，高融资约束组和低融资约束组的投资对现金流的敏感系数为负，没有表现出假定企业投资受到融资约束的正向相关性，更看不到检验所期望的高融资约束组与低融资约束组之间的区别，高融资约束组和低融资约束组企业的投资对现金流的敏感性均不强，不能支持企业受到融资约束的假设。
4.投资过度倾向组(G值较高)按已获利息倍数分类的投资敏感性分析
本节将投资过度倾向组按利息保障倍数分类取三分点，我们把利息保障倍数小于2.756的公司，利息保障倍数大于等于2.756且小于等于8.246的公司以及利息保障倍数大于8.246的公司分别视为高融资约束组、中等融资约束组以及低融资约束组。
根据前面的分析结果，我们已基本确认投资过度倾向组企业的投资过度特征。为了进一步检验该结论，本节按已获利息保障倍数这一衡量融资约束的预分类变量，考察在投资过度倾向类别中不同融资约束组所表现出的投资与内部现金流敏感性，如果高融资约束组表现出更明显的正向投资—现金流敏感性，中等融资约束组次之，低融资约束组最低，则在一定程度可以认为企业投资受到融资约束的影响，否则，结论将支持我们前面检验所得出的判断：企业具有投资过度特征。我们分别把三组数据放入模型进行回归，只有已获利息倍数>8.246的低融资约束组的自变量现金流顺利进入回归，见表9。
子样本的回归结果显示，低融资约束组回归的F统计值的显著性概率P=.000<0.01，在0.01的水平上显著异于零。这说明总体的回归效果是显著的。自变量现金流顺利进入回归，回归系数在0.01的水平上显著为正并且大大高于上文分析的全样本的回归系数，这说明低融资约束组企业的投资受到内部现金流的影响，表现出正相关关系。但高融资约束组和中等融资约束组的投资对现金流的不敏感，没有表现出假定企业投资受到融资约束的正向相关性，更看不到检验所期望的高融资约束组与低融资约束组之间的区别，不能支持企业受到融资约束的假设。
五、结论与政策建议
本文主要得出以下主要结论：(1)假设一成立。公司的投资决策与公司内部的现金流密切相关，投资随着内部现金流的增减而相应增减。(2)从样本总体来看，自由现金流量的代理成本理论为我国上市公司投资与现金流敏感性关系的理论动因。(3)根据G值将样本区分为投资不足倾向组(G值较低)和投资过度倾向组(G值较高)，两组投资都对现金流敏感。引入动因检验进一步分析显示，两个样本中的动因检验因子的系数估计值都为负数，且显著性概率P<0.01，说明结论支持代理成本理论，现金流敏感性缘于投资过度。(4)无论是投资不足倾向组还是投资过度倾向组在融资约束预分类变量利息保障倍数再分组下，没有完全表现出假定企业投资受到融资约束的正向相关性，更看不到检验所期望的高融资约束组与低融资约束组之间的区别，即高融资约束组表现出更明显的正向投资一现金流敏感性，中等融资约束组次之，低融资约束组最低。结果不能支持企业受到融资约束的假设，假设三不成立。
综上所述，可以看出我国民营上市公司委托代理问题严重。即企业存在“内部人控制”以及股权结构不合理和治理结构不完善等特征，公司管理者运用权限以享受特权的行为较多，管理层的代理成本很高，一旦拥有可支配的现金流量，管理层会投资于非盈利项目以谋求私利，结果往往是导致投资过度。现代企业的典型特征是所有权分散以及所有权和控制权的分离，在这种情况下。因为缺少有效的激励和约束机制，管理者谋求的只是自身利益最大化，而与遵循股东利益最大化往往并不相符，从而产生代理问题。因此上市公司内部治理机制的不完善弱化了对非效率投资决策的监督和控制。由于内部治理机制不完善表现在董事会、监事会缺乏独立性，外部董事形同虚设，民营上市公司应逐步建立健全独立董事制度，切断其与公司可能存在的某种灰色联系，从而发挥独立董事的制度优越性；同时继续探索经理层合理的持股比例，并通过公司治理文化对经理层进行激励与约束，注重培育良好的公司治理文化，采取依靠文化激励人、约束人，让经理层成为有责任感的职业经理人。
同时民营企业过度投资问题比较严重，一方面，民营企业自身投资方面存在很多问题，民营企业投资效率低尤其严重，并且由于民营资本在相对狭窄的投资域中，低水平重复建设较多。民营投资行为存在着种种扭曲、失灵，民间资本投资存在着盲目跟进的问题；另一方面地方政府依然对民营企业施加影响，在很大程度上造成这些企业的过度投资。因此，要改变民营企业的非理性投资的现状，应从制定企业发展战略人手，增强企业的战略发展意识；再逐步完善企业的内部控制制度，使投资为战略服务，通过投资增强企业的竞争力，避免非理性投资对企业的影响。同时在优化企业投资行为，完善企业治理机制的同时，应进一步转换政府职能、加强政府正确引导作用。
参考文献：
[1]冯巍.内部现金流与企业投资—来自我国股票市场上市公司财务报告的证据[J].经济科学，1999，1
[2]郑江淮，何旭强，王华.上市公司投资的融资约束：从股权结构角度的实证分析[J].金融研究，2001，11
[3]李辰，张冀.股权结构、现金流量与资本投资[J].中国经济学季刊，2005，5
[4]饶育蕾.中国上市公司大股东对投资影响的实证研究[J].南开商业评论，2006，9
[5]姜秀珍，全林，陈俊芳.现金流量与公司投资决策—从公司规模角度的实证研究[J].业工程与管理，2003，5
[6]钱震杰.中国工业企业投资的融资约束研究[J].清华大学学报，2006，1
[7]魏锋，刘星.融资约束、不确定性对公司投资行为的影响[J].经济科学，2004，2