
(4)公司投资。采用投资-资本存量比例(I/K)来衡量公司的投资。K为公司期初资产存量,I采用现金流量表“构建固定资产、无形资产和其他长期资产所支付的现金”衡量。
2.模型设计。本文以WW作为被解释变量,对货币政策偏紧指数进行回归,检验公司融资约束受货币政策调整的影响;然后,使用公司投资作为被解释变量对WW进行回归,检验公司投资受融资约束改变的影响,构建模型1、2来检验假设1、2:
WWt=β0+β1MPt+β2QUARTERt+β3YEARt+ξi,t模型1
Ii,t/ki,t-1=β0+β1WWt+β2TobinQi,t-1+β3Si,t-1+β4QUARTERt+β5YEARt+ξi,t模型2
本文采用托宾Q模型,为使研究更谨慎,加入公司的季度销售增长率同托宾Q值共同控制公司的投资机会,加入现金流比率和现金存量比率控制内部现金流对公司投资的影响,加入年度哑变量控制其他宏观经济因素,加入季度哑变量控制公司投资的季度特征,构建模型3来检验假设3:
Ii,t/Ki,t-1=β0+β1MCt+β2TobinQi,t-1+β3Si,t-1+β4(CS/k)i,t-1+β5CFi,t/Ki,t-1+β6LEVi,t-1+β7QUARTERt+β8YEARt+ξi,t模型3
β0为常数项,βi(i=1…8)为变量的系数,ξi,t为误差项。
(三)样本选择及数据来源。本文选取我国沪市A股制造业上市公司,收集其2010-2012年3年的季度数据作为样本。对原始样本进行以下筛选:剔除2009-2012年*ST、ST类公司及金融类、房地产类上市公司;剔除2010年以后上市和退市的公司,保证样本的连续性和数据的完整性;剔除总资产或者所有者权益为负的公司;剔除异常值。最终,本文选取上证股市169家制造业上市公司2010年第一季度至2012年第三季度数据,共计1798个观测值。具体数据来源于国泰安数据库(CSMAR)。中国银行家问卷调查综述来源于中国人民银行网站主页的“调查统计”栏目中2010-2012年的资料。
二、实证检验和结果分析
(一)变量的描述性统计。从表2描述性统计的结果来看,2010年和2011年第四季度至2012年第三季度,中央银行实行的是宽松的货币政策,公司的资产负债率较高,即在货币政策宽松时,货币供应量大,公司的外部融资较弱,公司可以相对容易融到资金来进行投资。2011年第一季度至2011年第三季度中央银行实行的是紧缩的货币政策。在这期间,季度投资水平是较低的,低于总样本的均值,而在这期间的托宾Q值较高,代表公司的投资机会。这表明在经济高速发展的时期,受投资机会的引导,公司投资力度倾向于增大,而紧缩的货币政策主要目的是避免经济发展过热、过快,抑制通货膨胀。说明了货币政策调整对公司的投资会产生一定的影响。
(二)样本检验。
1.模型1、2的回归结果分析。从下页表3可知,模型1和模型2的回归方程均在1%水平上显著,即模型构建合理,模型具有很好的解释能力,全体解释变量对被解释变量产生显著线性影响。模型的变量VIF均小于10,变量之间不存在多重共线性。
货币政策偏紧指数MP的系数在1%的水平上显著正相关,验证假设1;即货币政策调整与公司的融资约束存在相关性,货币政策越趋于紧缩,公司的融资约束程度越高。WW指数的系数在1%水平上显著负相关,验证假设2;即融资约束与公司投资负相关,公司的融资约束程度越高,则公司的投资越低。因此,货币政策会通过影响公司的外部融资约束程度进而影响公司的投资。
2.模型3的回归结果分析。由表4可以看出回归方程在1%水平显著,模型具有很好的解释能力,全体解释变量对被解释变量产生显著线性影响。变量的VIF均小于10,故变量之间不存在多重共线性。
从回归系数的显著性检验结果可以看出,货币政策(MC)的系数为正,在1%的水平上显著正相关。说明当货币政策调整为宽松型时,公司的投资将增大,反之亦然。销售收入增长率、现金流量比和资产负债率的系数都在5%的水平上显著为正。
(三)实证结果分析。货币政策偏紧指数MP与外部融资约束在1%的水平上显著正相关,假设1得到验证,当货币政策趋于紧缩时,公司的外部融资约束增加。WW指数与公司投资水平在1%水平上显著负相关,假设2得到验证,当公司的外部融资约束增加,公司投资减少。货币政策(MC)与公司投资水平在1%的水平上显著正相关,验证假设3,从而表明宏观经济的货币政策调整会影响上市公司的投资行为。当货币政策紧缩时,会对公司的投资产生抑制作用,使公司的投资减少;当货币政策宽松时,公司的投资得到促进。同时,销售收入增长率、现金流量比和资产负债率的系数都在5%的水平上显著为正,说明公司销售收入增长越快、现金流越充足、外部融资越多则公司的投资将越高。因此,货币政策会通过影响公司的外部融资约束进而影响公司的投资行为。
三、结论与启示
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