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2、：本文文旨在研究预预算软约束环环境与我国上上市公司股权权再融资的关关系。首先，根根据DM动态态模型，构建建了企业股权权再融资决策策模型；进而而以20044年我国所有有上市公司为为样本，在控控制相关变量量的影响后，研研究发现：在预算软约约束环境下，上上市公司普遍遍存在过度投资现象象，而且国有有企业比民营营企业过度投资倾向向更为强烈；上市公司股股权再融资偏偏好与过度投投资正相关，国国有企业比民民营企业股权权再融资偏好好更为强烈。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：预算软软约束；过度度投资；股权权再融资；偏偏好一、引言与文献献综述公司上市
3、后进行行股权再融资资（Secoondaryy Equiity offferinng, SEEO）的方式式主要有两种种：向现有股股东配股和向向市场增发新新股。对于股股权再融资行行为的研究，我我国学术界主主要关注两个个方面：一是是股权再融资资偏好；二是是股权再融资资的长期业绩绩之谜（Neew Issuess Puzzlee），即公司在在股权再融资资之后的长期期业绩出现了了下滑现象。西方的理论和实实证研究都表表明，企业优优先偏好内部部融资，其次次是债务融资资，最后才是是股权融资，即即所谓的融资资顺序理论（Myers，1984；Myers 和 Majluf，1984）。而中国上市公司却存在显著的股权融
4、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Loughhran aand Riitter(1995)发发现美国公司司股权再融资资后的长期回回报率
5、远低于于同期没有股股权再融资公公司的长期回回报率以来，世世界各国都对对此问题展开开研究。在我我国同样也发发现了类似的的现象（原红红旗，20002；曾昭武武，20044；汪宜霞和和夏新平，22004；曾曾颖和陆正飞飞，20066）。同样，对对于该现象很很多学者也从从不同角度给给予了解释。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
6、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）。在以新兴加转轨轨为主要特征征的中国资本本市场上，政政府行为对于于资源配置具具有重要影响响，然而根据据上述文献分分析我们发现现，学术界对对于我国上市市公司的股权权再融资的研研究主要集中中行为的表象象及其简单原原因的分析，很很少有文献对对股权再融资资行为背后的的
7、动机及其政政府、制度层层次的原因进进行深入研究究。因此，在在分析我国上上市公司所处处的深层特殊殊环境的基础础上，探讨上上述环境对股股权再融资行行为的影响是是非常重要的的。这有助于于深刻解释我我国上市股权权再融资行为为背后的动因因与政府行为为。本文认为，预算算软约束理论论可以较好的的解释我国上上市公司股权权再融资行为为。预算软约约束理论最早早是由Korrnai(11980)提提出的，用来来描述存在政政府干预时，由由于企业经营营者存在政府府救援的理性性预期，企业业的资金运用用超过了它当当期收益范围围的现象。KKornaii(19800)将预算软软约束的起因因归结为社会会主义政府的的“父爱主义”(P
8、ateernaliism)，李李稻葵(19992)认为为，公有制可可能是社会主主义比资本主主义更容易受受预算软约束束影响的原因因。Shelleiferr和Vishhny(19996)认为为国家追求就就业目标或领领导人获取政政治上的支持持是产生预算算软约束的主主要原因。林林毅夫等（22004）认认为政策性负负担导致了预预算软约束现现象。Dewwatrippond和MMaskinn(19955)将预算软软约束视为内内生的现象，起起因于时间非非一致性问题题（timee incoonsisttent pprobleem），DM理论论分析框架在在当前的文献献中得到广泛泛的运用。辛辛清泉，林斌斌（2006
9、6）认为软约约束环境是导导致国有企业业投资扭曲的的主要原因。企企业的过度投资必然然伴随着对资资金的过度需求，由由于我国国有有企业本身负负债率偏高（田田利辉，20004）和金金融市场化程程度不断提高高，金融机构构预算软约束束逐渐硬化，股股权融资便成成了企业解决决资金需求的的主要方式迄今为止，在我我国尚无研究究直接提供软软约束环境、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，第六部分为研究结论与启示。二、基准模型（一）基准模型型的提出
10、对于股权再融资资行为表象的的研究主要集集中在股权融融资偏好和股股权再融资企企业的长期业业绩下滑两个个方面，对于于表象的研究究很多（如前前文所述），在在此不再赘述述。虽然我国国一些学者对对于股权再融融资行为动因因进行了较为为系统的研究究，例如李志志文等（20003）认为为该动机是“圈钱”，张祥建等等（20055）认为该动动机是大股东东控制下的“隧道效应”，但本文认认为软约束环环境下，通过过DM理论框框架下企业股股权再融资行行为模型的分分析，可以为为我国上市公公司偏好股权权再融资偏好好提供合理的的解释；同时时，政府与企企业博弈的结结果必然导致致企业过度投资行为，这对于于解释股权再再融资企业的的长期
11、业绩下下滑现象也具具有较强的理理论解释力。上上述思路可由由下图表示：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DMM理论分析框框架的上市公公司股权再融融资行为模型型Dewatriipond和和Maskiin(19995)提出的的动态分析思思想，即把预预算软约束行行为归因于时时间非一致性性问题。在DDM的理论分分析框架下，分分析了我国上上市公司股权权再融资行为为。假设在该该模型,有两个个参与者，分别是政府府与企业家，其中政府是是资金的提供供者（具体表表现为批准上上市公司股权权
12、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，如如果不进行股股权再融资，政政府和上市公公司经营者的的收益分别是是；如果进行行股权再融资资，且投资的的项目是好项项目（能带来来正的净现值值，概率为PP），则政府府和上市公司司经营者的收收益分别是；如果进行股股权再融资，且且投资的项目目是坏项目（能能带来负的净净现值，概率率为1P），则则政府和上市市公司经营者者的收益分别别是。同时，还还有两个关键键假设
13、。一是是，假设投资资好项目时企企业经理的收收益小于投资资坏项目时企企业经理的收收益，即小于于，因为坏项项目时间长，不不确定因素多多，导致经理理具有更多的的控制权收益益；二是，假假设投资好项项目时政府的的收益大于投投资坏项目时时政府的收益益，即大于，因因为政府有更更多的税收。具具体分析如下下1当，时，即即进行股权再再融资状态下下企业经营者者的期望收益益和政府的期期望收益都大大于不进行股股权再融资状状态下的收益益。在这种情情况下，企业业有股权再融融资倾向，政政府也会批准准企业股权再再融资。2当，时，即即在进行股权权再融资状态态下企业经营营者的收益大大于不进行股股权再融资状状态下的收益益，同时，在在
14、进行股权再再融资状态下下政府的收益益小于不进行行股权再融资资状态下的收收益。在这种种情况下，企企业有股权再再融资倾向，政政府不会批准准企业股权再再融资。3当，时，即即在进行股权权再融资状态态下企业经营营者的收益小小于不进行股股权再融资状状态下的收益益，同时，在在进行股权再再融资状态下下的政府收益益小于不进行行股权再融资资状态下的收收益。在这种种情况下，企企业没有股权权再融资倾向向，政府会鼓鼓励企业进行行股权再融资资。4当，时，即即进行股权再再融资状态下下企业经营者者的期望收益益和政府的期期望收益都小小于不进行股股权再融资状状态下的收益益。在这种情情况下，企业业没有进行股股权再融资倾倾向，政府也
15、也不会批准企企业股权再融融资。由于存在企业的的经营者实施施经营管理权权的收益，这这些收益包括括物质方面的的（如权钱交易易的便利、办办公条件的优优越等），也包括精精神方面的(控制欲的满满足和下属人人员普遍的敬敬畏心理)。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，但能否再融资成功，还取决于政府的态度。对于政府而言，当当时会支持企企业股权再融融资，反之，则则会反对。解解上述不等式式可得当时，政政府会支持，反反之，政府会会反对。由于于我国政策性性负担和社会会性负担所导导致的预算软
16、软约束环境（林林毅夫，20004），在在极端情况下下可能会出现现即使企业投投资坏项目时时政府的收益益大于不投资资时的收益（政政府的收益不不仅仅是税收收，还包括由由于企业的这这项投资带来来的政策性负负担和社会性性负担的减轻轻）。因此，政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。企业业股权再融资资的概率大大大提高了。综上所述，上市市公司经营层层本身就具有有股权再融资资的倾向，加加之政府支持持的可能性又又比较大，所所以造就了我我国上市公司司股权再融资资的偏好。同同时，由于不不管投资好项项目还
17、是坏项项目，企业和和政府都能获获益，过度投投资便不可避避免。科尔奈奈把这种现象象称为“投资饥渴症症”。三、假说提出1 本文根据据终极控制权权把上市公司司划分为国有有上市公司与与民营上市公公司。易纲、林林明(20003)的分析析表明,国有有企业经理一一直存在着“费用”最大化、进进而导致投资资最大化的倾倾向。由于国国有上市公司司和政府之间间存在着某种种政治关系，投资失败并并不会遭受到到政府严厉措措施的处罚，相反，政府还可能能通过各种优优惠措施(如如税收减免、帮帮助企业获得得银行贷款减减免或展期等等)来支持企企业。反过来来，企业对这种种来自政府的的预算软约束束的预期又会会进一步刺激激国有企业经经理做
18、出过度度投资的决策策。 Harrt、Shlleiferr和Vishhny(19997)认为为，也不能排除除民营企业通通过贿赂等手手段保持与政政府的特殊关关系，但一般意义义上讲，国有企业比比民营企业更更容易获得预预算软约束。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 ：在在预算软约束束环境下，国国有企业和民营企业过度度投资倾向更更为强烈。2 由于信息息不对称和代代理成本的存存在，企业的的投资决策和和融资决策之之间存在交互互影响 (SStein，2002)。经理的帝国国主义(emmpire-bui
19、ldding)容容易导致企业业过度投资，因为经理可可以从控制更更多的资源中中获取个人私私利（Jenseen，1986)。企业的过过度投资必然然伴随着对资资金的过度需需求，而有关关研究表明,企业面临一定定的负债能力力约束(deebt caapacitty)，Tirolle (20001) 进进一步证明了了,在存在道德德风险情况下下,借款人的负负债能力主要要取决于其自自有资本规模模，若其自有资资本规模较高高，则企业可获获得的信贷限限额也较高。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
20、设H2 ：上上市公司股权权再融资偏好好与过度投资资正相关，国有企业比民营企业股权权再融资偏好好更为强烈。3在预算软约约束环境下，企企业预期能够够从政府得到到相应的帮助助，因此，企企业经理为了了扩大自己的的控制权收益益有强烈的增增长冲动。这这样，过度投投资主要在动动机、行为以以及后果方面面与正常投资资存在显著不不同。主要表表现在上市公公司股权再融融资后随意改改变募集资金金的投向、投投向风险比较较大的项目等等。但是，公公司所处地区区的市场化进进程越快、政政府干预越少少、法治水平平越高, 企企业预期能够够从政府得到到相应的帮助助的可能性越越少。鉴于上述分分析，本课题题提出如下研研究假设：假设H3 ：
21、市市场化进程越越快、政府干干预越少，上上市公司股权权再融资偏好好负相关。四、研究设计（一）样本与数数据来源本文样本选自2200322004年中中国大陆A股股证券市场上上市的公司为为初始样本，剔除了金融融类和数据缺缺失的公司。为了消除极极端值的影响响,我们还剔剔除了01%和999%100%之之间的极端值值样本。所使使用的财务数数据来自CSSMAR中国国股票市场研研究数据库，外部治理环环境的数据来来自樊纲、王王小鲁(20004)所编制的的中国市场化化指数报告。（二）检验模型型对于过度投资的的概念性的文文献较为丰富富，然而直接接将过度投资资定量化分析析的文献却较较为鲜见。Richaardsonn(2
22、0066)将过度投投资定义为超超出企业资本本保持和净现现值为正值的的新投资后的的投资支出。他认为企业业的新增投资资支出由两部部分组成,一一部分为预期期的投资支出出，与企业的规模模、融资约束束、现金流和其他他因素相关，另一部分为为企业的非正正常投资支出出，其可能为正正也可能为负负，正的代表过过度投资，负的代表投投资不足。为了验证上文的的假说，本文文参照Ricchardsson(20006)方法法对过度投资资进行度量，同同时，我们设设置了如下模模型来检验上上述假说。1为了识别出出过度投资，我我们设定模型型一： 2为了检验过过度投资对于于股权再融资资偏好的影响响，我们设定定模型二：（三）变量定义义1
23、因变量本文对过度投资资变量的定义义主要根据RRicharrdson（22006）对对过度投资的的解释。为新增投资支支出，它是该公司当期购建固定定资产、无形形资产和其他他长期资产所所支付的现金金、购买和处处置子公司及及其他营业单单位所支付的的现金、权益益性投资和债债权性投资支支出所支付现现金之和与当当期初资产总总额的比值。“模型一”的预测值是是正常新增投投资的预测值值，它与企业业的盈利、融资约约束等因素相相关。为“模型一”未解释的部部分中为正的的部分，即模模型的残差中中的正数。是是企业实施股股权融资概率率，如果企业实实施股权融资资，则取值为1，否则取值值为0。代表企业业的业绩。2解释变量本文研究
24、的解释释变量是过度度投资、企业业终极控制权权（国有和民民营）和财务务杠杆。为了了单独研究预预算软约束对对企业投资行行为的影响，我们首先按按照企业的终终级所有权把把样公司分成成国有企业和和民营企业两两组。在确定定预算软约束束程度的划分分标准时，我们主要借借鉴了已有的的研究成果。田利辉(22005)的的研究发现债债务的杠杆治理在中中国是失效的的。因此，我们把样本公司按照资资产负债率小小于30%，大于30%且小于600%和大于660%分成三三组 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。当然，还有其他的划分方法。，考察国有企企业不同的预预算软约束预预期的影响。3控制变量为了详细
25、检验本本文提出的研研究假设，我我们对其他可可能影响因变变量的因素加加以控制。本本文选用的控控制变量参考考了先前的研研究成果。IIndexMMar,InndexGoov分别代表表公司注册地地所在省、自自治区或直辖辖市的市场化化指数、政府府干预指数。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是对研究变变量进行定义义，表2是对对主要变量的的描述性统计计，表3是对对变量间的相相关系数的检检验。表1：研究变量量定义变量简写定义新增投资支出Gro_invv购建固定资产、无无形资产和其其他长期资产产所支付的现现金、购买和和处置子公司司及其他营业业单位所支付付的现金、权权益性
26、投资和和债权性投资资支出所支付付现金之和与与期初初资产产总额的比值值过度投资Over_innv模型一中的残差差中为正的部部分。企业终极控制权权State上市公司最终控控制人类型为为国有时取11，否则取00企业终极控制权权Privatee上市公司最终控控制人类型为为民营时取11，否则取00企业业绩ROE企业当年的净利利润/净资产企业资产负债率率Leveragge企业当年的总负负债/总资产长期负债增长Longdeebt公司当年新增的的长期贷款和和应付债券与与年初总资产产的比值成长性Growth公司当年主营业业务增长率经营现金流Cashfloow经营现金净流量量占年初总资资产的比值。企业资产规模Si
27、ze企业当年的总资资产取对数市场化指数IndexMaar该变量取埴范围围为010 ,数值值越大,表示市场化化程度越高政府干预指数IndexGoov该变量取埴范围围为010 ,数值值越大,表示政府干干预程度越低低股权再融资P当年股权再融资资时为1，反反之，为0表2：主要变量量的描述性统统计NMinimummMaximummMeanStd. DeeviatiionGro_invv1182-.05562.0307.1234966.14279771State118201.69.464Privatee118201.31.464ROE1182-8.8748813.52288.0273677.6604933
28、0Leveragge1182.008116.32911.5533877.62857330Longdeebt1182-.37011.4150.0200588.10078772Growth1179-1.000001075.177585.466733852.36522687Cashfloow1182-.47223.4473.0634911.15015887Size118217.4120027.1248821.26711711.06116661IndexMaar11823.158.416.50631.365688IndexGoov11823.048.376.73251.392677表3：Pearrso
29、n (Spearrman) 相关系数Gro_invvStatePrivateeROELeveraggeLongdeebtGrowthCashfloowSizeGro_invv1.000.051-.051.056-.095(*).477(*).010.464(*).219(*)State.065(*)1.000-1.000(*).022-.054.093(*).031.076(*).248(*)Privatee-.065(*)-1.000(*)1.000-.022.054-.093(*)-.031-.076(*)-.248(*)ROE.323(*).031-.0311.000.014.039.0
30、13.061(*).060(*)Leveragge-.184(*)-.087(*).087(*)-.0501.000-.002-.018-.055-.141(*)Longdeebt.263(*).069(*)-.069(*).144(*)-.0031.000.016.290(*).193(*)Growth.226(*).074(*)-.074(*).276(*).096(*).111(*)1.000.019.099(*)Cashfloow.309(*).086(*)-.086(*).392(*)-.114(*).041.188(*)1.000.182(*)Size.271(*).261(*)-
31、.261(*).250(*).147(*).093(*).296(*).211(*)1.000注：(1)上对对角线是Peearsonn 相关系数数，下对角线线为Speaarman相相关系数。* Corrrelatiion iss signnificaant att the 0.05 levell (2-ttailedd).* Corrrelattion iis siggnificcant aat thee 0.011 leveel (2-taileed).五、实证结果（一）过度投资资样本组的获获取模型一中的随机机误差项就是是Richaardsonn（20066）所定义的的企业的非正正常投资支出
32、出，其可能为正正也可能为负负，正的代表过过度投资，负的代表投投资不足。本本文把随机误误差项为正的的作为过度投投资。表4：模型一的的回归结果ModelUnstanddardizzed CooefficcientssStandarrdizedd CoeffficieentstSig.VIF 变量与预期符符号BStd. ErrrorBeta(Constaant)（？）-0.1220.07 -1.7450.081Leveragge（）-0.0150.005-0.064-2.7230.0071.022Longdeebt（）0.5150.0350.36314.6810.0001.118Cashfloow（
33、）0.3250.0230.34113.8190.0001.113Size（）0.010.0030.0783.20.0011.078R Squarre:0.3355 AAdjustted R Squarre:0.3353F值162.0027注:回归方程的的因变量为GGro_innv；为在0.001水平上显显著, 为在0.005水平上显显著, 为在0.11水平上显著著,双尾检验验。表4为模型一的的回归结果，我我们发现企业业的新增投资资支出与当年年新增负债存存在显著的正正相关关系；公司规模也也显著正向影影响着企业的的新增投资支支出；企业的的新增投资支支出与现金流流量水平也存存在显著正相相关关系；企企
34、业的资产负负债率与新增增投资存在显显著的负相关关关系。这些些变量对于企企业新增投资资支出的影响响在方向上也也与我们的预预期一致。（二）企业性质质和资产负债债率与过度投投资的描述性性统计我们按上市公司司的所有权性性质将存在过过度投资的企企业分为2组组，国有企业业为组1，民民营企业为组组2。同时我我们还把过度度投资样本按按照资产负债债率小于300%，大于30%且小于600%和大于660%分成三三组。表5：企业性质质与过度投资资Group1：statee=1Group2：statee=0Group1 VS Grroup2MeanMeanP Valueeover_innv0.0980.10150.1O
35、bs311158注:为在在0.01水水平上显著, 为在0.05水平上上显著, 为在0.11水平上显著著,双尾检验验表6：资产负债债率与过度投投资 LeveraggeTest Sttatisttics Mediaan36140584690.06320.9824 = Mediian3613960 从表55的描述性统统计我们可以以发现上市公公司的所有权权性质对企业业过度投资存存在影响，这这与我们的假假设1是一致致的。从表66的描述性统统计我们可以以发现上市公公司的资产负负债率的高低低对企业过度度投资并无显显著影响，这这一结论与田田利辉（2005）的研究发现现债务的杠杆杆治理在中国国是失效的结结论相符
36、。（三）股权再融融资与过度投投资的描述性性统计我们再按照上市市公司是否股股权再融资把把过度投资样样本分为两组组，即Grooup1()和Grouup()。描描述性统计表表见表6。表7：股权再融融资与过度投投资Group1：P=1Group2：P=0Group1 VS Grroup2MeanMeanP Valueeover_innv0.19790.09500.000Obs20449注:为在在0.01水水平上显著, 为在0.05水平上上显著, 为在0.11水平上显著著,双尾检验验从表6的描述性性统计我们可可以看出企业业过度投资对对上市公司股股权再融资有有显著的影响响。预算软约约束环境和经经理的帝国主
37、主义容易导致致企业过度投投资，因为经理可可以从控制更更多的资源中中获取个人私私利（Jenseen，1986)，同时，企企业的过度投投资必然伴随随着对资金的的过度需求，股股权再融资是是企业的主要要融资途径之之一。表6的的描述性统计计与我们的假假设2是一致致的。（四）回归分析析表8是模型二全全样本Loggit模型回回归结果。从从表8可发现现，无论是单单变量回归，还还是纳入控制制变量等要素素回归，上市市公司过度投资（）与与是否进行股股权再融资均均呈现出显著著负相关关系系，表明本期期企业过度投资是由由于前期已经经再融资完毕毕，由于政策策等原因，从从而导致该企企业在本期没没有进行股权权再融资，从从而间接
38、证实实了假设2。 模型22和模型3的的结果显示，若若上市公司为为国有企业，资资产规模越低低，则企业越越有可能选择择股权再融资资。这与陆正正飞（20004）年发现现的结果一直直。对于符号号为负是因为为上市公司在在当期没有选选择股权再融融资，这是因因为前期已经经再融资完毕毕，与过度投资的原原因相似。模模型2和3的的结果同样也也证实了本文文的假设2。我们还发现破产产风险指标对对企业的股权权再融资决策策行为没有显显著有影响。这这表明破产风风险并非企业业融资决策的的主要考虑因因素，这一点与Oppler和Titmaan(19993)以及Kapllan 和Steinn(19933)的研究结结论一致。对对此，
39、可能的解释释是企业预期期破产成本较较低，从而并不十十分重视破产产风险。另一一个可能解释释是，企业破产成成本主要由债债权人承担，从而股东在在决定融资决决策时并不太太多考虑破产产成本。另外外，这也反映了了这样一个事事实，即高风险的的上市公司同同样能从资本本市场上融资资，表明在样本本期间，我国存在预预算软约束环环境的情况。同时，模型3显显示，InddexMarr和IndeexGov对对企业的股权权再融资决策策行为病没有有显著影响。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
40、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：模型二全全样本Loggit模型回回归结果变量预测符号模型1模型2模型3Interceept3.6014.36313.326(0.000)(0.000)(-0.0011)over_innv_-3.7
41、25-3.398-3.495(-0.0011)(-0.0044)(0.004)Leveragge0.1090.127(-0.8299)(0.884)ROE_-0.7-0.486(-0.6688)(0.774)Cashfloow_-0.57-0.249(-0.3800)(0.717)State-1.008-0.781(-0.0833)(0.239)Size-0.814-0.4080.21(0.031)IndexMaar+0.288(0.399)IndexGoov+-0.324(0.361)P值0.0030.0100.038Nagelkeerke R-Squuare0.0610.1180.125C
42、ox andd Snelll R-SSquaree0.0180.0350.037注:为在在0.01水水平上显著, 为在0.05水平上上显著, 为在0.11水平上显著著,双尾检验验（五）研究结果果可靠性分析析从表4和表8可可见,各模型型的F值都在在0.05以下水平显显著。表4反反映的,Addj-R2都在0.30以上,说说明检验模型型的拟合效果果较好。我们们还考察了各各模型中自变变量的VIFF值，发现所有自自变量的VIIF值都小于于2，表明模型没没有共线性问问题。另外，我我们还剔除了了相关变量的的异常值，对对上述研究结结果进行了敏敏感性分析，结结果表明研究究结论没有实实质性改变。六、研究结论与与启
43、示 本文以以2003和和2004年年的中国上市市公司为样本本，考察了在在软约束环境境下上市公司司管理层再融融资决策的机机理，实证检检验了软约束束环境下过度度投资与股权权再融资行为为之间的关系系。实证的结结果支持了过过度投资的假假说，并且发发现了上市公公司的所有权权性质对企业业过度投资存存在显著影响响，但上市公公司的资产负负债率的高低低对企业过度度投资并无显显著影响。我我们还发现，在在预算软约束束环境下，经经理可以从控控制更多的资资源中获取个个人私利（Jenseen，1986)，企业的过过度投资必然然伴随着对资资金的过度需需求，企业过过度投资对上上市公司股权权再融资有显显著的影响。但但是，我们没
44、没有发现公司司所处地区的的市场化进程程，政府干预预程度与上市市公司再融资资决策行为显显著相关的证证据。 因此，我我们认为，预预算软约束理理论以及过度度投资可以较较好的解释我我国上市公司司股权再融资资行为。本文文的研究发现现的政策含义是上上市公司股权权融资偏好是是由于企业内内部人自身和和政府共同谋谋求利益最大大化所产生的的结果，解决决上市公司“恶性”股权再融资资要求上市公公司与资本市市场的预算软软约束环境为为出发点。本文的研究还存存在一定的局局限，需要通过未未来的进一步步研究加以补补充和延伸。首首先，本文回归模模型的判别系系R2并不是很高高，这表明本文文模型仍可能能遗漏了一些些重要的解释释变量。因此此，需要进一一步探寻我国国上市公司股股权再融资决决策的其他影影响因素。其其次，本文样样本范围较少少，方法单一一，需要进一一步提高。最最后，本文主要采采用统计方法法研究上市公公司的股权再再融资行为，而要真正洞洞察我国上市市公司的再融资行为，除了依赖大大样本的统计计方法之外，高质量的案案例和调查分分析也是必不不可少的。参考文献：1. Kornai, Janoos, Econoomics of Shhortagge. Amsteerdam: Nortth-Hollland, 19800.2. My