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2、的关系。首先，根据DM动态模型，构建了企业股权再融资决策模型；进而以2004年我国所有上市公司为样本，在控制相关变量的影响后，研究发现：在预算软约束环境下，上市公司普遍存在过度投资现象，而且国有企业比民营企业过度投资倾向更为强烈；上市公司股权再融资偏好与过度投资正相关，国有企业比民营企业股权再融资偏好更为强烈。市场化进程与政府干预程度与上市公司股权再融资偏好不显著相关。最后本文提出了相应的政策建议。关键词：预算软约束；过度投资；股权再融资；偏好一、引言与文献综述公司上市后进行股权再融资（Secondary Equity offering, SEO）的方式主要有两种：向现有股东配股和向市场增发新
3、股。对于股权再融资行为的研究，我国学术界主要关注两个方面：一是股权再融资偏好；二是股权再融资的长期业绩之谜（New Issues Puzzle），即公司在股权再融资之后的长期业绩出现了下滑现象。西方的理论和实证研究都表明，企业优先偏好内部融资，其次是债务融资，最后才是股权融资，即所谓的融资顺序理论（Myers，1984；Myers 和 Majluf，1984）。而中国上市公司却存在显著的股权融资偏好（黄少安和张岗，2001）。我国很多学者从不同角度给予了解释。有的学者认为股权融资成本低（高晓红，2000；黄少安和张岗，2001；蒋殿春，2003；吴江和阮彤，2004）；有的学者认为企业资本规模
4、和自由现金流越低, 净资产收益率和控股股东持股比例越高, 则企业越有可能选择股权融资方式（陆正飞和叶康涛，2004）；有的学者认为是大股东控制权隐性收益和“隧道效应(tunneling effect)”的影响（张祥建和徐晋，2005）；有的学者认为是通过股权再融公司可以资侵占公众投资者利益。自从Loughran and Ritter(1995)发现美国公司股权再融资后的长期回报率远低于同期没有股权再融资公司的长期回报率以来，世界各国都对此问题展开研究。在我国同样也发现了类似的现象（原红旗，2002；曾昭武，2004；汪宜霞和夏新平，2004；曾颖和陆正飞，2006）。同样，对于该现象很多学者也
5、从不同角度给予了解释。Loughran and Ritter(1997)从“机会之窗（windows of opportunity）”理论，Jensen(1986)用“自由现金流假说（Free Cash Flow）”理论解释了股权再融资企业长期业绩下滑的现象。除上述原因外，国内学者还认为再融资前的盈余管理现象是导致再融资后企业业绩下滑的主要原因（吕长江等1999；孙铮和王跃堂，2000；陈小悦等，2000；陈信元等，2003；原红旗，2002、2004；雷光勇，2006）；有的学者从上市公司“圈钱”的角度做出了解释（李志文和宋衍蘅，2003；朱云和吴文锋等，2007）；还有的学者从股权结构的角
6、度做出了解释（刘力，2003；吴江和阮彤，2004；张祥建和徐晋，2005）。在以新兴加转轨为主要特征的中国资本市场上，政府行为对于资源配置具有重要影响，然而根据上述文献分析我们发现，学术界对于我国上市公司的股权再融资的研究主要集中行为的表象及其简单原因的分析，很少有文献对股权再融资行为背后的动机及其政府、制度层次的原因进行深入研究。因此，在分析我国上市公司所处的深层特殊环境的基础上，探讨上述环境对股权再融资行为的影响是非常重要的。这有助于深刻解释我国上市股权再融资行为背后的动因与政府行为。本文认为，预算软约束理论可以较好的解释我国上市公司股权再融资行为。预算软约束理论最早是由Kornai(1
7、980)提出的，用来描述存在政府干预时，由于企业经营者存在政府救援的理性预期，企业的资金运用超过了它当期收益范围的现象。Kornai(1980)将预算软约束的起因归结为社会主义政府的“父爱主义”(Paternalism)，李稻葵(1992)认为，公有制可能是社会主义比资本主义更容易受预算软约束影响的原因。Sheleifer和Vishny(1996)认为国家追求就业目标或领导人获取政治上的支持是产生预算软约束的主要原因。林毅夫等（2004）认为政策性负担导致了预算软约束现象。Dewatripond和Maskin(1995)将预算软约束视为内生的现象，起因于时间非一致性问题（time incons
8、istent problem），DM理论分析框架在当前的文献中得到广泛的运用。辛清泉，林斌（2006）认为软约束环境是导致国有企业投资扭曲的主要原因。企业的过度投资必然伴随着对资金的过度需求，由于我国国有企业本身负债率偏高（田利辉，2004）和金融市场化程度不断提高，金融机构预算软约束逐渐硬化，股权融资便成了企业解决资金需求的主要方式迄今为止，在我国尚无研究直接提供软约束环境、过度投资与股权再融资行为理论探讨与经验证据。鉴于此，本文尝试研究软约束环境下，过度投资与股权再融资行为的关系。本文以下部分的安排如下：第二部分为基准模型，第三部分假说提出，第四部分研究设计，第五部分为实证结果，第六部分为
9、研究结论与启示。二、基准模型（一）基准模型的提出对于股权再融资行为表象的研究主要集中在股权融资偏好和股权再融资企业的长期业绩下滑两个方面，对于表象的研究很多（如前文所述），在此不再赘述。虽然我国一些学者对于股权再融资行为动因进行了较为系统的研究，例如李志文等（2003）认为该动机是“圈钱”，张祥建等（2005）认为该动机是大股东控制下的“隧道效应”，但本文认为软约束环境下，通过DM理论框架下企业股权再融资行为模型的分析，可以为我国上市公司偏好股权再融资偏好提供合理的解释；同时，政府与企业博弈的结果必然导致企业过度投资行为，这对于解释股权再融资企业的长期业绩下滑现象也具有较强的理论解释力。上述思
10、路可由下图表示：股权再融资行为动因（预算软约束环境）股权再融资行为表象DM理论框架下企业股权再融资行为模型过度投资股权再融资偏好股权再融资企业的长期业绩下滑图：研究分析图（二）基于DM理论分析框架的上市公司股权再融资行为模型Dewatripond和Maskin(1995)提出的动态分析思想，即把预算软约束行为归因于时间非一致性问题。在DM的理论分析框架下，分析了我国上市公司股权再融资行为。假设在该模型,有两个参与者，分别是政府与企业家，其中政府是资金的提供者（具体表现为批准上市公司股权再融资），拥有项目的上市公司经营者是资金的需求者；上市公司已经不能从银行等机构贷款（财务风险等原因），但可以选
11、择进行股权融资和不进行股权融资。具体模型如下图所示：上市公司第一阶段第二阶段坏项目（1-P）不进行SEO进行SEO好项目（P）由上图所知，如果不进行股权再融资，政府和上市公司经营者的收益分别是；如果进行股权再融资，且投资的项目是好项目（能带来正的净现值，概率为P），则政府和上市公司经营者的收益分别是；如果进行股权再融资，且投资的项目是坏项目（能带来负的净现值，概率为1P），则政府和上市公司经营者的收益分别是。同时，还有两个关键假设。一是，假设投资好项目时企业经理的收益小于投资坏项目时企业经理的收益，即小于，因为坏项目时间长，不确定因素多，导致经理具有更多的控制权收益；二是，假设投资好项目时政府
12、的收益大于投资坏项目时政府的收益，即大于，因为政府有更多的税收。具体分析如下1当，时，即进行股权再融资状态下企业经营者的期望收益和政府的期望收益都大于不进行股权再融资状态下的收益。在这种情况下，企业有股权再融资倾向，政府也会批准企业股权再融资。2当，时，即在进行股权再融资状态下企业经营者的收益大于不进行股权再融资状态下的收益，同时，在进行股权再融资状态下政府的收益小于不进行股权再融资状态下的收益。在这种情况下，企业有股权再融资倾向，政府不会批准企业股权再融资。3当，时，即在进行股权再融资状态下企业经营者的收益小于不进行股权再融资状态下的收益，同时，在进行股权再融资状态下的政府收益小于不进行股权
13、再融资状态下的收益。在这种情况下，企业没有股权再融资倾向，政府会鼓励企业进行股权再融资。4当，时，即进行股权再融资状态下企业经营者的期望收益和政府的期望收益都小于不进行股权再融资状态下的收益。在这种情况下，企业没有进行股权再融资倾向，政府也不会批准企业股权再融资。由于存在企业的经营者实施经营管理权的收益，这些收益包括物质方面的（如权钱交易的便利、办公条件的优越等），也包括精神方面的(控制欲的满足和下属人员普遍的敬畏心理)。因此，我们可以推导出，即企业经营者在投资坏项目的收益大于投资好项目的收益，同时上述收益都大于没有进行再融资时企业经营者的收益。从而，我们可知企业都会有股权再融资偏好，但能否再
14、融资成功，还取决于政府的态度。对于政府而言，当时会支持企业股权再融资，反之，则会反对。解上述不等式可得当时，政府会支持，反之，政府会反对。由于我国政策性负担和社会性负担所导致的预算软约束环境（林毅夫，2004），在极端情况下可能会出现即使企业投资坏项目时政府的收益大于不投资时的收益（政府的收益不仅仅是税收，还包括由于企业的这项投资带来的政策性负担和社会性负担的减轻）。因此，政府支持支持的方式有财政补贴（陈晓、李静,2001）、资产重组（陈信元、叶鹏飞和陈冬华,2003）、关联交易（Jian and Wong,2004）等。企业股权再融资的概率大大提高了。综上所述，上市公司经营层本身就具有股权再
15、融资的倾向，加之政府支持的可能性又比较大，所以造就了我国上市公司股权再融资的偏好。同时，由于不管投资好项目还是坏项目，企业和政府都能获益，过度投资便不可避免。科尔奈把这种现象称为“投资饥渴症”。三、假说提出1 本文根据终极控制权把上市公司划分为国有上市公司与民营上市公司。易纲、林明(2003)的分析表明,国有企业经理一直存在着“费用”最大化、进而导致投资最大化的倾向。由于国有上市公司和政府之间存在着某种政治关系，投资失败并不会遭受到政府严厉措施的处罚，相反，政府还可能通过各种优惠措施(如税收减免、帮助企业获得银行贷款减免或展期等)来支持企业。反过来，企业对这种来自政府的预算软约束的预期又会进一
16、步刺激国有企业经理做出过度投资的决策。 Hart、Shleifer和Vishny(1997)认为，也不能排除民营企业通过贿赂等手段保持与政府的特殊关系，但一般意义上讲，国有企业比民营企业更容易获得预算软约束。Richardson(2006)将过度投资定义为超出企业资本保持和净现值为正值的新投资后的投资支出。鉴于上述分析，本文提出如下研究假设：假设H1 ：在预算软约束环境下，国有企业和民营企业过度投资倾向更为强烈。2 由于信息不对称和代理成本的存在，企业的投资决策和融资决策之间存在交互影响 (Stein，2002)。经理的帝国主义(empire-building)容易导致企业过度投资，因为经理可
17、以从控制更多的资源中获取个人私利（Jensen，1986)。企业的过度投资必然伴随着对资金的过度需求，而有关研究表明,企业面临一定的负债能力约束(debt capacity)，Tirole (2001) 进一步证明了,在存在道德风险情况下,借款人的负债能力主要取决于其自有资本规模，若其自有资本规模较高，则企业可获得的信贷限额也较高。同时，随着我国金融市场化程度不断提高，金融机构预算软约束逐渐硬化，上市公司股权再融资便成了企业解决资金需求的重要方式。鉴于上述分析，本课题提出如下研究假设：假设H2 ：上市公司股权再融资偏好与过度投资正相关，国有企业比民营企业股权再融资偏好更为强烈。3在预算软约束环
18、境下，企业预期能够从政府得到相应的帮助，因此，企业经理为了扩大自己的控制权收益有强烈的增长冲动。这样，过度投资主要在动机、行为以及后果方面与正常投资存在显著不同。主要表现在上市公司股权再融资后随意改变募集资金的投向、投向风险比较大的项目等。但是，公司所处地区的市场化进程越快、政府干预越少、法治水平越高, 企业预期能够从政府得到相应的帮助的可能性越少。鉴于上述分析，本课题提出如下研究假设：假设H3 ：市场化进程越快、政府干预越少，上市公司股权再融资偏好负相关。四、研究设计（一）样本与数据来源本文样本选自20032004年中国大陆A股证券市场上市的公司为初始样本，剔除了金融类和数据缺失的公司。为了
19、消除极端值的影响,我们还剔除了01%和99%100%之间的极端值样本。所使用的财务数据来自CSMAR中国股票市场研究数据库，外部治理环境的数据来自樊纲、王小鲁(2004)所编制的中国市场化指数报告。（二）检验模型对于过度投资的概念性的文献较为丰富，然而直接将过度投资定量化分析的文献却较为鲜见。Richardson(2006)将过度投资定义为超出企业资本保持和净现值为正值的新投资后的投资支出。他认为企业的新增投资支出由两部分组成,一部分为预期的投资支出，与企业的规模、融资约束、现金流和其他因素相关，另一部分为企业的非正常投资支出，其可能为正也可能为负，正的代表过度投资，负的代表投资不足。为了验证
20、上文的假说，本文参照Richardson(2006)方法对过度投资进行度量，同时，我们设置了如下模型来检验上述假说。1为了识别出过度投资，我们设定模型一： 2为了检验过度投资对于股权再融资偏好的影响，我们设定模型二：（三）变量定义1因变量本文对过度投资变量的定义主要根据Richardson（2006）对过度投资的解释。为新增投资支出，它是该公司当期购建固定资产、无形资产和其他长期资产所支付的现金、购买和处置子公司及其他营业单位所支付的现金、权益性投资和债权性投资支出所支付现金之和与当期初资产总额的比值。“模型一”的预测值是正常新增投资的预测值，它与企业的盈利、融资约束等因素相关。为“模型一”未
21、解释的部分中为正的部分，即模型的残差中的正数。是企业实施股权融资概率，如果企业实施股权融资，则取值为1，否则取值为0。代表企业的业绩。2解释变量本文研究的解释变量是过度投资、企业终极控制权（国有和民营）和财务杠杆。为了单独研究预算软约束对企业投资行为的影响，我们首先按照企业的终级所有权把样公司分成国有企业和民营企业两组。在确定预算软约束程度的划分标准时，我们主要借鉴了已有的研究成果。田利辉(2005)的研究发现债务的杠杆治理在中国是失效的。因此，我们把样本公司按照资产负债率小于30%，大于30%且小于60%和大于60%分成三组 这种划分主要参考了朱红军、何贤杰和陈信元（2006）的划分方法。当
22、然，还有其他的划分方法。，考察国有企业不同的预算软约束预期的影响。3控制变量为了详细检验本文提出的研究假设，我们对其他可能影响因变量的因素加以控制。本文选用的控制变量参考了先前的研究成果。IndexMar,IndexGov分别代表公司注册地所在省、自治区或直辖市的市场化指数、政府干预指数。控制变量还包括公司规模、成长机会、现金流量、每股收益、长期负债增加额等。表1是对研究变量进行定义，表2是对主要变量的描述性统计，表3是对变量间的相关系数的检验。表1：研究变量定义变量简写定义新增投资支出Gro_inv购建固定资产、无形资产和其他长期资产所支付的现金、购买和处置子公司及其他营业单位所支付的现金、
23、权益性投资和债权性投资支出所支付现金之和与期初初资产总额的比值过度投资Over_inv模型一中的残差中为正的部分。企业终极控制权State上市公司最终控制人类型为国有时取1，否则取0企业终极控制权Private上市公司最终控制人类型为民营时取1，否则取0企业业绩ROE企业当年的净利润/净资产企业资产负债率Leverage企业当年的总负债/总资产长期负债增长Longdebt公司当年新增的长期贷款和应付债券与年初总资产的比值成长性Growth公司当年主营业务增长率经营现金流Cashflow经营现金净流量占年初总资产的比值。企业资产规模Size企业当年的总资产取对数市场化指数IndexMar该变量取
24、埴范围为010 ,数值越大,表示市场化程度越高政府干预指数IndexGov该变量取埴范围为010 ,数值越大,表示政府干预程度越低股权再融资P当年股权再融资时为1，反之，为0表2：主要变量的描述性统计NMinimumMaximumMeanStd. DeviationGro_inv1182-.05562.0307.123496.1427971State118201.69.464Private118201.31.464ROE1182-8.874813.5228.027367.6604930Leverage1182.008116.3291.553387.6285730Longdebt1182-.37
25、011.4150.020058.1007872Growth1179-1.00001075.17585.46673852.3652687Cashflow1182-.47223.4473.063491.1501587Size118217.412027.124821.2671711.0611661IndexMar11823.158.416.50631.36568IndexGov11823.048.376.73251.39267表3：Pearson (Spearman) 相关系数Gro_invStatePrivateROELeverageLongdebtGrowthCashflowSizeGro_in
26、v1.000.051-.051.056-.095(*).477(*).010.464(*).219(*)State.065(*)1.000-1.000(*).022-.054.093(*).031.076(*).248(*)Private-.065(*)-1.000(*)1.000-.022.054-.093(*)-.031-.076(*)-.248(*)ROE.323(*).031-.0311.000.014.039.013.061(*).060(*)Leverage-.184(*)-.087(*).087(*)-.0501.000-.002-.018-.055-.141(*)Longdeb
27、t.263(*).069(*)-.069(*).144(*)-.0031.000.016.290(*).193(*)Growth.226(*).074(*)-.074(*).276(*).096(*).111(*)1.000.019.099(*)Cashflow.309(*).086(*)-.086(*).392(*)-.114(*).041.188(*)1.000.182(*)Size.271(*).261(*)-.261(*).250(*).147(*).093(*).296(*).211(*)1.000注：(1)上对角线是Pearson 相关系数，下对角线为Spearman相关系数。*
28、Correlation is significant at the 0.05 level (2-tailed).* Correlation is significant at the 0.01 level (2-tailed).五、实证结果（一）过度投资样本组的获取模型一中的随机误差项就是Richardson（2006）所定义的企业的非正常投资支出，其可能为正也可能为负，正的代表过度投资，负的代表投资不足。本文把随机误差项为正的作为过度投资。表4：模型一的回归结果ModelUnstandardized CoefficientsStandardized CoefficientstSig.VIF
29、变量与预期符号BStd. ErrorBeta(Constant)（？）-0.1220.07 -1.7450.081Leverage（）-0.0150.005-0.064-2.7230.0071.022Longdebt（）0.5150.0350.36314.6810.0001.118Cashflow（）0.3250.0230.34113.8190.0001.113Size（）0.010.0030.0783.20.0011.078R Square:0.355 Adjusted R Square:0.353F值162.027注:回归方程的因变量为Gro_inv；为在0.01水平上显著, 为在0.05
30、水平上显著, 为在0.1水平上显著,双尾检验。表4为模型一的回归结果，我们发现企业的新增投资支出与当年新增负债存在显著的正相关关系；公司规模也显著正向影响着企业的新增投资支出；企业的新增投资支出与现金流量水平也存在显著正相关关系；企业的资产负债率与新增投资存在显著的负相关关系。这些变量对于企业新增投资支出的影响在方向上也与我们的预期一致。（二）企业性质和资产负债率与过度投资的描述性统计我们按上市公司的所有权性质将存在过度投资的企业分为2组，国有企业为组1，民营企业为组2。同时我们还把过度投资样本按照资产负债率小于30%，大于30%且小于60%和大于60%分成三组。表5：企业性质与过度投资Gro
31、up1：state=1Group2：state=0Group1 VS Group2MeanMeanP Valueover_inv0.0980.10150.1Obs311158注:为在0.01水平上显著, 为在0.05水平上显著, 为在0.1水平上显著,双尾检验表6：资产负债率与过度投资 LeverageTest Statistics Median36140584690.06320.9824 = Median3613960 从表5的描述性统计我们可以发现上市公司的所有权性质对企业过度投资存在影响，这与我们的假设1是一致的。从表6的描述性统计我们可以发现上市公司的资产负债率的高低对企业过度投资并无
32、显著影响，这一结论与田利辉（2005）的研究发现债务的杠杆治理在中国是失效的结论相符。（三）股权再融资与过度投资的描述性统计我们再按照上市公司是否股权再融资把过度投资样本分为两组，即Group1()和Group()。描述性统计表见表6。表7：股权再融资与过度投资Group1：P=1Group2：P=0Group1 VS Group2MeanMeanP Valueover_inv0.19790.09500.000Obs20449注:为在0.01水平上显著, 为在0.05水平上显著, 为在0.1水平上显著,双尾检验从表6的描述性统计我们可以看出企业过度投资对上市公司股权再融资有显著的影响。预算软约
33、束环境和经理的帝国主义容易导致企业过度投资，因为经理可以从控制更多的资源中获取个人私利（Jensen，1986)，同时，企业的过度投资必然伴随着对资金的过度需求，股权再融资是企业的主要融资途径之一。表6的描述性统计与我们的假设2是一致的。（四）回归分析表8是模型二全样本Logit模型回归结果。从表8可发现，无论是单变量回归，还是纳入控制变量等要素回归，上市公司过度投资（）与是否进行股权再融资均呈现出显著负相关关系，表明本期企业过度投资是由于前期已经再融资完毕，由于政策等原因，从而导致该企业在本期没有进行股权再融资，从而间接证实了假设2。 模型2和模型3的结果显示，若上市公司为国有企业，资产规模
34、越低，则企业越有可能选择股权再融资。这与陆正飞（2004）年发现的结果一直。对于符号为负是因为上市公司在当期没有选择股权再融资，这是因为前期已经再融资完毕，与过度投资的原因相似。模型2和3的结果同样也证实了本文的假设2。我们还发现破产风险指标对企业的股权再融资决策行为没有显著有影响。这表明破产风险并非企业融资决策的主要考虑因素，这一点与Opler和Titman(1993)以及Kaplan 和Stein(1993)的研究结论一致。对此，可能的解释是企业预期破产成本较低，从而并不十分重视破产风险。另一个可能解释是，企业破产成本主要由债权人承担，从而股东在决定融资决策时并不太多考虑破产成本。另外，这
35、也反映了这样一个事实，即高风险的上市公司同样能从资本市场上融资，表明在样本期间，我国存在预算软约束环境的情况。同时，模型3显示，IndexMar和IndexGov对企业的股权再融资决策行为病没有显著影响。具体表明公司所处地区的市场化进程，政府干预程度与上市公司再融资决策行为不相关。模型3还显示，再加入了市场化进程（IndexMar）和政府干预（IndexGov）变量后，企业性质（State）变量变得不显著了。模型3的结果并没有支持假设3。其原因可能是，从中国整体情况出发，上市公司普遍存在着政策性负担和社会性负担（林毅福等，2003），这样，在上市公司管理层看来，即使上市公司所处的地区市场化程度
36、高，政府干预程度少，但终究还是在预算软约束的大环境下进行企业管理的，所以IndexMar和IndexGov所起到的作用有限，因此它们对企业的股权再融资决策行为病没有显著影响。表8：模型二全样本Logit模型回归结果变量预测符号模型1模型2模型3Intercept3.6014.36313.326(0.000)(0.000)(-0.001)over_inv_-3.725-3.398-3.495(-0.001)(-0.004)(0.004)Leverage0.1090.127(-0.829)(0.884)ROE_-0.7-0.486(-0.668)(0.774)Cashflow_-0.57-0.24
37、9(-0.380)(0.717)State-1.008-0.781(-0.083)(0.239)Size-0.814-0.4080.21(0.031)IndexMar+0.288(0.399)IndexGov+-0.324(0.361)P值0.0030.0100.038Nagelkerke R-Square0.0610.1180.125Cox and Snell R-Square0.0180.0350.037注:为在0.01水平上显著, 为在0.05水平上显著, 为在0.1水平上显著,双尾检验（五）研究结果可靠性分析从表4和表8可见,各模型的F值都在0.05以下水平显著。表4反映的,Adj-R
38、2都在0.30以上,说明检验模型的拟合效果较好。我们还考察了各模型中自变量的VIF值，发现所有自变量的VIF值都小于2，表明模型没有共线性问题。另外，我们还剔除了相关变量的异常值，对上述研究结果进行了敏感性分析，结果表明研究结论没有实质性改变。六、研究结论与启示 本文以2003和2004年的中国上市公司为样本，考察了在软约束环境下上市公司管理层再融资决策的机理，实证检验了软约束环境下过度投资与股权再融资行为之间的关系。实证的结果支持了过度投资的假说，并且发现了上市公司的所有权性质对企业过度投资存在显著影响，但上市公司的资产负债率的高低对企业过度投资并无显著影响。我们还发现，在预算软约束环境下，
39、经理可以从控制更多的资源中获取个人私利（Jensen，1986)，企业的过度投资必然伴随着对资金的过度需求，企业过度投资对上市公司股权再融资有显著的影响。但是，我们没有发现公司所处地区的市场化进程，政府干预程度与上市公司再融资决策行为显著相关的证据。 因此，我们认为，预算软约束理论以及过度投资可以较好的解释我国上市公司股权再融资行为。本文的研究发现的政策含义是上市公司股权融资偏好是由于企业内部人自身和政府共同谋求利益最大化所产生的结果，解决上市公司“恶性”股权再融资要求上市公司与资本市场的预算软约束环境为出发点。本文的研究还存在一定的局限，需要通过未来的进一步研究加以补充和延伸。首先，本文回归
40、模型的判别系R2并不是很高，这表明本文模型仍可能遗漏了一些重要的解释变量。因此，需要进一步探寻我国上市公司股权再融资决策的其他影响因素。其次，本文样本范围较少，方法单一，需要进一步提高。最后，本文主要采用统计方法研究上市公司的股权再融资行为，而要真正洞察我国上市公司的再融资行为，除了依赖大样本的统计方法之外，高质量的案例和调查分析也是必不可少的。参考文献：1. Kornai, Janos, Economics of Shortage. Amsterdam: North-Holland, 1980.2. Myers,S., Majluf, N., 1984, “Corporte investme
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