6.3.1 样本选择与描述性统计分析
本章的实证研究以第4章估计得到的1097个负残差观测值为初始样本，在此基础上，将残差绝对值10分位以下的观测值予以剔除，这是因为这一部分观测值更可能受到投资模型中计量误差的影响（即错误地归为投资不足观测值）。最终样本为由988个公司—年度观测值组成的非平衡面板。除投资不足变量外，其余变量均取投资不足观测值的滞后一期数据。全部财务数据和股票交易高频数据均来源于深圳市国泰安信息技术有限公司提供的股票市场研究数据库（CSMAR），为保证数据的准确性，还将其与Wind金融数据库、色诺芬CCER数据库提供的相关数据进行核对。经核对后，对一些依然怀疑可能存在错误的数据再手工查阅相关公司的年报进行确认。所有缺失数据均通过手工查阅年报补齐。所有数据处理和统计分析工作均在Excel 2003和Stata9.0软件中进行。
为考察竞争、信息不对称和投资不足的数据分布及时序变化，并分年度列示了均值。投资不足变量（UI）在各年间的变化不大，为年初固定资产净值的14%左右。从盈余管理的程度看，除2000年稍高一些外，其余各年的操控性应计利润均保持在年初总资产的4.7%左右。从自愿披露指数VDI的描述性统计量可知，按满分100分计算，上市公司平均仅得13.1分，最高分也仅37.4分，表明中国上市公司的自愿披露整体水平很低，这与范德玲等（2004）的发现是一致的。从时序变化来看，除2003年与2001年持平外，其余各年的平均自愿披露水平均较上一年有所提高。两个市场微观结构变量（SPD和PINID）的描述性统计量显示，相对买卖价差平均为0.8%，知情交易概率平均为14.2%，与李朋和刘善存（2006）计算的沪市45家上市公司1年的PINID结果较为接近。相对买卖价差和知情交易概率随着时间的推移均有上升趋势，这可能与中国机构投资者在这一期间大幅增长有关。尽管上市公司自愿披露水平越来越高，盈余管理程度各年差异不大，但由于市场微观结构反映出的不同投资者之间信息不对称越来越严重，最终导致ASY自2002～2005年间逐年上升，表明信息不对称程度也越来越大。2001年偏高的ASY可能与2000年年报有着最高的盈余管理程度和最低的自愿披露水平有关。
提供的信息不对称各影响因素变量的皮尔森相关系数来看，第一大股东持股比例Top1与流通股比例Tradeshare相关系数为-0.59，CEOshare与Bod_inc相关系数为0.51，流通股市值Trdvalue与企业规模size相关系数为0.61，ROA与上年是否亏损Loss变量相关系数为-0.62.因此，以避免多重共线性对参数估计的影响，在回归时将这些高度相关的变量二取一或者分别置入不同的模型中。
6.3.2 估计结果与分析
为检验本章前述假设，首先仅以产品市场竞争作为实验变量，与其他控制变量一起进入模型（6-1）以检验产品市场竞争是否与投资不足存在相关关系，然后再以由模型（6-1）和模型（6-2）组成的联立方程组对以下假设路径逐条进行检验：（1）竞争→盈余管理→投资不足；（2）竞争→自愿披露→投资不足；（3）竞争→信息不对称→投资不足。最后运用中介效应检验程序检验各信息不对称变量是否在竞争与投资不足之间起着中介作用。
1.“产品市场竞争→投资不足”路径假设的检验结果与分析
竞争变量PMC的系数为-0.058，在1%的水平显著，即竞争与投资不足显著负相关。这一结果表明，产品市场竞争可以有效地缓解中国上市公司的投资不足问题。这可能是多因素综合作用的结果：（1）竞争的租金降低效应减少了企业的内部资金，加剧了其投资不足；（2）股东为避免企业因投资不足造成投资机会被“掠夺”而向企业提供投资所需资金，从而减轻了企业的投资不足；（3）竞争的信息激励效应改善了企业的信息不对称，降低了外部筹资成本，从而缓解了其投资不足。由于中国上市公司内源融资比例非常低，因而竞争对企业投资不足的影响更主要是通过第（2）和（3）个媒介进行。
从影响投资不足的其他因素来看，除经营现金流变量CF不显著以外，其余都在统计上显著。公司上一年的现金持有量与投资不足显著负相关，表明企业更愿意使用“自有资金”（financial slack）进行投资，以减少向外部融资所带来的额外监控（Myers＆Majluf，1984），因而较多的现金持有量可以减少企业的投资不足。杠杆（Lev）与投资不足显著负相关表明，上市公司在资金不足时，主要通过向银行借款等债权融资方式缓解融资约束，因此，在中国，债务对投资的影响主要体现为融资功能，而不是治理功能。股利支付率（Dvr）与投资不足显著负相关的原因可能并非如FHP（1988）所说高股利支付率代表低信息不对称程度，因为本书认为中国上市公司的股利支付率水平并不能代表其信息不对称程度。导致这一负相关更可能的原因是：2001年以后证监会将上市公司现金分红记录与再融资资格挂钩，这一政策使得一些拟再融资的公司采取以少量现金分红换取再融资资格的对策，通过再融资获得的资金缓解了企业的投资不足。企业规模（Size）变量与投资不足显著负相关，表明大企业有更多的可抵押资产，更好的声誉，因而更容易获得投资所需的资金。政府干预指数（Gov_index越大，政府干预程度越低）与投资不足负相关，这可能是因为：越是经济不发达的地区，地方政府面临的就业压力就越大，因此越有可能要求所辖上市公司超额雇员。超额雇员的工资占用了本可用于投资的资金，使得企业的投资不足更加严重。
附属于企业集团的上市公司的投资不足程度显著大于独立上市公司，这一发现与预期相反。究其原因可能是：中国上市公司大多由原来国有企业通过剥离方式改造而来，这些上市公司通常与被剥离后的原国有企业共同组成企业集团，由于能带来盈利的优质资产被剥离，原国有企业的生存就非常困难，因而更多地占用上市公司资源（邓建平等，2007），从而导致这些附属于企业集团的上市公司的投资不足更为严重。上年绩效越好，表明公司投资机会越多，而在可获得资金金额相同的情况下，投资机会越多的公司投资不足程度就越大，因此ROA与投资不足显著正相关。从各变量对于投资不足的缓解作用程度大小来看，债务融资的贡献最大。
2.“产品市场竞争→盈余管理→投资不足”路径假设的检验结果与分析
以盈余管理程度为被解释变量的模型估计结果均显示，PMC的系数显著为负，这表明，面临的竞争越激烈，企业的盈余管理程度越小。这一发现与预期相反。为探究其中的原因，以带符号的操控性应计（DA）为因变量重新做了一次回归。结果显示，PMC与DA也显著负相关，即：面临的竞争程度越激烈，企业越不可能进行正向盈余管理，但越有可能隐藏利润。这一结果与蔡洪滨等（2006）的研究发现是一致的，他们对此的解释是：企业希望通过隐藏利润，降低税负，增加留存收益进行投资来强化自己在市场上的竞争优势；竞争越激烈，企业的这一动机就越强。还分别以正DA和负DA的绝对值为因变量进行回归，结果发现，PMC与正DA和负DA的绝对值均显著负相关。因此，推断有两个可能的原因导致了这一结果：一是在竞争行业中，有较高利润的公司倾向于隐藏利润，而那些利润低或者亏损有可能被ST或退市，以及那些处于再融资要求的ROE边界的公司则更有可能进行正向的盈余管理，同一行业内两种方向相反的盈余管理的最终结果是竞争行业中的盈余管理程度更小；二是竞争行业内的企业同质程度较高，投资者可以将企业发布的盈余信息与同行业其他企业的盈余信息进行比较，这就缩小了企业可进行盈余管理的空间，从而使得他们无法像垄断行业那样进行大手笔的盈余管理。
盈余管理是否会加剧企业的投资不足呢？中模型2和模型3的结果显示，盈余管理变量（EM）与投资不足显著正相关，如预期那样，避亏的微利公司和避免ST的亏损公司由于正向盈余管理掩盖了其真实的亏损或资金不足状况，从而未能引起主要股东的足够重视和相应的资金支持，从而导致了更加严重的投资不足。如前所述，样本公司中仅有6.14%的公司通过配股或增发缓解了其投资不足，其余为再融资进行盈余管理的公司投资不足状况则非但没有得到改善，反而因盈余管理恶化了企业的信息不对称而加剧了其投资不足。
Panel B模型3的结果显示，在加入EM变量后，PMC依然显著为负，表明EM在竞争与投资不足的关系中为部分中介变量。由于预期竞争与盈余管理正相关，但实证结果却表明二者负相关，因此关于“竞争越激烈，企业的盈余管理程度越严重，投资不足程度就越大”的假设6-2也就没有得到证实。但是得到了更有实践指导意义的新发现，即竞争降低了企业的盈余管理程度，进而缓解了企业的投资不足。
从各公司治理变量对盈余管理的影响来看，第一大股东持股比例（Top1）与EM和DA均显著正相关，这表明，由于上市公司出现亏损、被ST乃至退市对大股东财富的负面影响最大，因此，Top1越大就越有可能支持上市公司进行正向盈余管理，以获得再融资资格或避免亏损、被ST。董事会规模（Lnbod）与EM显著正相关，但与DA的相关性不显著，这说明在融资约束的公司中，董事会的作用更主要地表现为资源功能，而不是监督功能，即：对于高盈利的公司，董事会规模越大，越主张隐藏利润以降低税负，而对于低盈利或亏损公司，董事会规模越大，越主张进行正向盈余管理以获得再融资资格或避免亏损、被ST。独立董事比例（Outdir）与EM显著正相关，与DA显著负相关，表明独立董事对正向盈余管理有约束作用，但对于负向盈余管理则无能为力，可能的原因是：相对于为避亏、ST或为再融资而进行的正向盈余管理而言，负向盈余管理具有更强的隐蔽性，处于信息劣势的独立董事更难以识别负向盈余管理；绩效越好的公司独立董事比例越高，而绩效越好的公司越有可能为降低税负进行负向公司管理。
非管理层董事持股激励变量（Bod_inc）与EM和DA均显著负相关，这表明董事持股激励力度越大，就越有动机监督经理层的盈余管理，尤其是给外部投资者造成“虚假繁荣”印象的正向盈余管理。高管薪酬变量（CEOpay）与EM、DA均显著正相关，这是由于高管薪酬与企业利润水平挂钩，因此高管更有可能出于增加其薪酬的动机进行正向盈余管理。经理层持股变量（CEOshare）与EM负相关但不显著，与DA显著负相关，导致这一结果的可能原因是：与不持股的CEO相比，持股的CEO的利益与股东利益更为一致，因而更倾向于为降低税负而隐瞒利润。
各模型的其他控制变量的回归结果显示：①负债比率越高的公司，盈余管理程度越大，其中，正向盈余管理程度越小，负向盈余管理程度越大。这一发现与德肖等（1995）的研究结果相反，原因可能是，在企业负债由少到多的积累过程中，为获得银行贷款和避免亏损或ST而不断地进行着正向盈余管理，但其幅度却随着负债比例的增加而下降。这是因为随着负债比例的上升，企业的主要银行逐渐形成，主要银行出于贷款安全的考虑，将加强对企业正向盈余管理行为的监督，这使得负债比例上升后，企业正向盈余管理的幅度将受到约束而减小。当负债比例升到较高的水平时，长期正向盈余管理的积聚已经使得企业难以继续通过盈余管理保持微利状态，只能通过“大洗澡”的方式“一次亏个够”。因而导致负债比率越高的公司负向盈余管理程度越大。②规模越大的公司盈余管理程度越低，且越倾向于正向盈余管理。原因可能是大企业受到有关各方更多的关注，因而更难以进行大幅度的盈余管理。数据显示，投资不足样本公司中大企业（size大于中位数）的ROE均值为0.054，而小企业则为-0.002，前者更接近于6%的配股“生命线”，因此大企业更有可能出于再融资的动机进行正向盈余管理。③经营现金流系数显著为负，与德肖等（1995）关于操控性应计与经营现金流显著负相关的发现一致。④与预期一致，具有再融资动机的公司显著地进行了更多的正向盈余管理。⑤上年亏损的公司本年负向盈余管理的程度更大，这与预期完全相反。可能的原因是：仅出现一年的亏损往往是“大洗澡”所致，而经过“大洗澡”后轻装上阵的上市公司可能出现较多盈余，若如实披露本年盈余就暴露了上年的“大洗澡”行为，为避免由此招致的监管当局的调查以及股东的指责，管理层不得不对当年的盈余进行负向调整。
3.“产品市场竞争→自愿披露水平→投资不足”路径假设的检验结果与分析
中以自愿披露指数（VDI）为被解释变量的模型回归结果显示，PMC与VDI显著正相关，即竞争越激烈，企业的自愿披露水平就越高。这表明尽管增加自愿披露可能会给企业带来“专有成本”，但由于竞争行业的企业内部资金不足情况更加严重，为避免因资金不足导致企业投资机会被竞争对手“掠夺”，企业将自愿增加其信息披露水平以降低其外部筹资成本，筹集到企业为满足投资机会所急需的资金。因此，假设6-3中关于竞争与自愿披露水平正相关的预期得到了证实。
那么，企业进行自愿披露能否如愿以偿地达到降低外部筹资成本，缓解投资不足的目的呢？Panel B中以投资不足为被解释变量的模型2的回归结果显示，VDI与投资不足显著负相关，即：企业的自愿披露水平越高，投资不足的程度就越低。这表明中国上市公司自愿披露是有效的，投资者视上市公司的自愿披露为“好消息”。因此，假设6-3中关于自愿披露水平与投资不足负相关的预期得到了证实。
综合以上两方面的检验结果，可以得出结论：产品市场竞争通过促使企业提高自愿信息披露水平来缓解其投资不足，因此假设6-3得到证实。Panel B中模型3的结果显示，在纳入VDI后，PMC依然显著为负，因此，VDI是竞争与投资不足关系的部分中介。
从公司治理变量对VDI的影响来看，独立董事比例与VDI显著正相关，表明独立董事对于鼓励和促进上市公司增加自愿信息披露起着积极的作用。然而，非管理层董事持股激励与VDI显著负相关，原因可能是持股的董事更担心自愿披露会给企业带来“专有成本”，不利于企业价值最大化，因此，更不主张增加自愿披露。经理人薪酬（CEOpay）、经理人持股（CEOshare）均与VDI显著正相关，这可能是由于薪酬水平较高、持股经理的个人利益与企业利益更为一致，为缓解公司资金紧张状况，他们更可能进行自愿披露。
其他控制变量均与VDI显著为正，且均与预期一致。①企业规模（Size）越大，越有能力增加自愿披露，同时因为大企业需要更多的资金进行投资，因此也更有动机增加自愿披露。②杠杆水平（Lev）高的企业更需要与股东和债权人进行沟通，以降低股权和债权融资成本，因此杠杆水平高的企业的自愿披露水平更高。③企业绩效（ROA）与VDI的正相关则表明，经理在信息披露时倾向于“好消息和盘托出，坏消息隐约其辞”；能力强的经理更愿意向外界进行自愿披露以展示其管理能力，这一发现支持希利等（1995）提出的自愿信息披露的“管理层能力假说”。④Grow与VDI正相关表明，处于成长阶段的企业对资金的需求更大，因此更有动机增加自愿披露水平以降低外部融资成本。⑤再融资动机（Refin）与VDI正相关的结果表明，有再融资动机的公司为降低再融资成本会增加自愿披露“讨好”资本市场。
4.“产品市场竞争→信息不对称→投资不足”路径检验结果分析
中以信息不对称（ASY）为被解释变量的各模型估计结果均显示，PMC与ASY显著负相关，系数分别为-0.087和-0.056，均在1%的水平显著，表明竞争程度越激烈，信息不对称程度就越低。可以得出结论，竞争的“标尺效应”使得经营者的可盈余管理空间更小，竞争的压力迫使企业为争夺资本市场上的资金资源而增加自愿信息披露水平，这些因素共同降低了竞争行业的企业信息不对称程度。因此，假设6-4中关于竞争有助于降低信息不对称的预期得到了证实。
Panel B中以投资不足为被解释变量的各模型估计结果均显示，信息不对称变量（ASY）的回归系数在0.028～0.071不等，且均在1%的水平显著，即信息不对称越严重，投资不足就越严重。这一结果表明，中国上市公司经营者与外部投资者之间的信息不对称的存在，导致企业外部筹资成本高于内部资本成本，使得内部资金不足的企业出现投资不足。因此，假设6-4中关于信息不对称将导致企业投资不足的预期得到了证实。
综合以上两方面的检验结果，可以得出结论：产品市场竞争可以通过改善企业的信息不对称来缓解企业投资不足。因此，假设6-4得到了证实。Panel B的模型3的结果显示，PMC在纳入ASY后依然显著为负，因此，信息不对称在竞争与投资不足的关系中起到了部分中介的作用。
从Panel A各模型的公司治理变量对信息不对称的影响来看，①第一大股东持股比例（Top1）越高，经营者与外部投资者之间的信息不对称程度就越低。②董事会规模（Lnbod）则与信息不对称正相关（模型1不显著），这表明较大的董事会规模将加剧企业的信息不对称程度。③独立董事比例（Outdir）与信息不对称显著负相关，说明独立董事在改善企业信息不对称方面起到了积极的作用：尽管对于企业的负向盈余管理无能为力但可以有效地抑制正向盈余管理，而且对于促进企业增加自愿披露有着积极的作用。④非管理层董事持股激励（Bod_inc）力度越大，越有利于改善企业的信息不对称。⑤与不持股CEO相比，持股CEO公司的信息不对称更严重，这可能是因为持股CEO隐瞒利润的动机强于自愿披露的动机。
Panel A各模型中其他控制变量的估计结果显示：①负债率（Lev）与信息不对称显著负相关的可能原因是：尽管高负债企业更可能进行盈余管理，但也会促使经营者进行更多的自愿披露，因此，总体而言，较高的杠杆水平有助于改善企业的信息不对称。②再融资动机（Refin）与信息不对称显著负相关表明，尽管有再融资动机的企业更多地进行盈余管理，但这些企业为了补偿由此带来的负面影响会积极地进行自愿披露，而且在配股和增发过程中还需要按规定进行一系列的信息披露，这些都有助于改善企业与投资者之间的信息不对称。③股票收益波动率（Retu_sd）与ASY显著正相关，换手率、流通股比例和流通股市值均与ASY显著负相关，这些发现与斯托尔（Stoll，1978），格洛斯腾和哈里斯（1988）以及洛伊茨和韦雷基亚（2000）的发现一致。
5.各路径模型质量的综合评价
各回归模型的估计结果表明，相当于OLS回归模型F统计量的Chi2统计量均在1%的水平显著，说明这些模型的设计都是有效的。除Panel B的模型1外，其他模型的解释变量按混合截面数据OLS回归计算的VIF值最大的也在6以下，大多为2左右，加之所采用的面板数据本身就可以减轻解释变量间的共线性，因此，模型的多重共线性均较轻。由于根据异方差和自相关的检验结果对回归模型的异方差和自相关进行了相应的控制，因此，各模型估计结果均较少受到这两个问题的影响。
为了更直观地了解竞争影响企业投资不足的路径，可以计算得到竞争通过信息不对称对过度投资的间接影响程度为-0.00618[-0.087×0.071]。尽管影响程度较小，但如果一方面强化产品市场竞争，另一方面有关部门加强对强制信息披露的监管，鼓励和引导上市公司增加自愿信息披露，双管齐下，预期可以大大地缓解企业的投资不足问题。
6.3.3 稳健性检验
为了检验上述结论的稳健性，在本节首先对竞争与信息不对称是否伪相关的问题进行了分析，然后通过分别变更盈余管理估计方法和变更回归方法对前述相关回归结果作进一步的检验。
1.产品市场竞争与信息不对称伪相关吗
第5章的研究表明，公司治理内生于竞争等因素，而已有的理论和实证研究表明，公司治理机制的好坏会影响到企业的信息披露质量，进而影响到其信息不对称，因此，竞争、公司治理与信息不对称三者之间可能的关系，即PMC可能是CG与ASY的共同影响因素，CG可能是PMC与ASY的中介变量。但本章在实证检验PMC与ASY的关系时未如第5章那样以CG模型的预测值进入信息不对称模型，而是将公司治理变量作为外生的控制变量进入ASY模型，这样做的目的是避免因多个内生变量的预测值与共同的外生影响因素之间的严重多重共线性影响主要路径模型回归结果的准确性。现在的问题是，如此处理是否会影响到本章主要研究路径“竞争→信息不对称→投资不足”检验结果的准确性呢？
“在SEM（结构方程）中，这种中介变量的遗漏是经常发生的，因为无法将所有对后果变量有影响的变量皆加入模型中”。通常从一个方程中将中介变量遗漏掉并不是相当有害的。因此，本书认为，前述处理对a）中路径c的检验结果影响较小，因为前文并未将CG这个中介变量完全忽略掉，而是将其以外生控制变量的形式进入信息不对称模型中。但研究者指出，“共同因的遗漏就不像中介变量的遗漏那么幸运，它的影响效果就严重得多了”。所谓“共同因”就是共同影响两个变量的因素，“共同因”PMC的遗漏可能导致CG与ASY的关系为完全或部分伪相关（spurious relations）。在ASY模型纳入了“共同因”PMC，因此路径b的检验结果的准确性不会受到明显的影响。公司治理机制与信息不对称变量的相关关系大多与已有实证发现相符的事实也证明了这一点。
如果存在（b）中所假设的共同影响PMC和ASY的因素“X”，而在实证检验时将其遗漏，则研究所获得的PMC与ASY的关系将为伪相关。但第5章的稳健性检验部分的分析表明，产品市场竞争基本上可视为外生变量，因此应该不存在这样一个同时影响PMC和ASY的“共同因”。这进一步表明，将CG作为外生变量进入ASY模型不会影响PMC与ASY的真实相关关系。
2.变更盈余管理的估计方法
在前文根据夏立军（2003）的建议采用以基本琼斯模型分行业估计企业的盈余管理程度，然而，雷光勇和刘慧龙（2006）认为分行业得到的数据未必比按总体得到的数据更可靠。为了检验关于竞争通过盈余管理影响投资不足假设的估计结果是否受到所采用的盈余管理估计方法的影响，在此采用雷光勇和刘慧龙（2006）的方法，即以修正的琼斯模型的横截面模型按总体来估计总体特征参数。估计步骤与前文基本相同，只是在此以模型（6-3）按总体而不是分行业估计得到参数，然后，按修正的琼斯模型的横截面模型[即式（6-4）]计算得到各公司年度的正常应计利润（NDA），最后以线下项目前总应计（GA）减去NDA即得各公司操控性应计利润DA，同样以DA的绝对值作为盈余管理程度EM_rbs的度量。
以EM_rbs代替前文的EM重做前述“竞争→盈余管理→投资不足”路径的检验，PMC在各个模型中均与盈余管理显著负相关，而Panel B中除模型3中EM_rbs不显著外，模型1和模型2的EM_rbs也都如预期的与投资不足显著正相关，在纳入EM_rbs后，PMC与投资不足依然显著负相关。各模型的控制变量也与前文的回归结果没有显著差异。因此，可以认为，关于竞争通过降低盈余管理程度进而缓解投资不足的结论在不同的盈余管理估计方法下是成立的。
3.变更估计方法
前文采用的回归方法是可以控制异方差和自相关的可行广义最小二乘法，在此，采用另一种既可以控制异方差、自相关，又可以控制固定效应、适用于“大N小T”型面板数据的截面相关稳健标准误估计方法（SCC）重做了上述全部回归以考察本书的结果是否对不同的回归方法稳健。为简洁起见，将主要影响路径的参数估计汇总于。竞争与盈余管理和信息不对称显著负相关，与自愿披露显著正相关，与前文的实证结果完全相同。从Panel B所列示的各模型估计结果可看出，采用两阶段SCC回归时，EM、ASY与投资不足均显著正相关，VDI与投资不足显著负相关，这与前文的实证结果也完全相同。在将EM、VDI和ASY视为外生变量的模型2中，除EM与前文结果在显著水平上有差异以外，VDI、ASY的系数符号与显著性均与前文相同。尽管个别变量的显著性水平略有变化，但回归方法的改变并不影响前述基本结论的成立，说明本书的结论对于不同的估计方法是比较稳健的。
上述各项稳健性检验结果表明，本章的主要结论——产品市场竞争通过改善企业的信息不对称来缓解企业投资不足——在多种设定下都是成立的，因而比较稳健。
