終極控制\\內部現金流與投資支出

摘要:基于2005-2008年我國A股上市公司的研究樣本，以終極控股股東的現金流權、控制權與現金流權分離度作為控股股東與少數股東利益一致程度的代理變量，對投資現金流敏感性進行實證檢驗，揭示上市公司投資行為特征。研究表明:我國上市公司投資現金流敏感性普遍存在。對于國有終極控股公司，這種敏感性隨著終極控股股東現金流權的增加而降低，同時隨著控制權與現金流權分離度的增加而增加，支持了自由現金流過度投資假說，也體現了終極控股股東利益趨同效應與侵占效應對投資支出的影響，并且終極控股股東利益侵占效應發生不僅需要能力和動機，還需要公司具有充足現金流這一“機會”，較少的現金流能夠有效地抑制國有終極控股公司的過度投資行為;而非國有終極控制公司更可能面臨著融資約束，但尚未得到嚴格的實證支持。

關鍵詞:終極控股股東;投資現金流敏感性;內部現金流;現金流權

中圖分類號:F221 文獻標識碼:B

Modigliani 和Miller(1958)[1]證實，在一個完備的資本市場中，公司的投資決策獨立于其融資結構，僅取決于凈現值(NPV)為正的投資機會。然而，現實的資本市場并不是完備的，信息不對稱與代理問題的存在使得融資因素對公司投資能夠產生影響，如內部現金流。

現代財務理論對企業投資支出與內部現金流之間的關系提出了兩種競爭性的解釋。一種是基于信息不對稱的融資約束理論。Fazzari， Hubbard and Petersen (1988)(簡稱FHP)[2]認為，信息不對稱帶來的交易成本、信息成本使得外部融資并不是內部融資的完美替代，資本的可獲得性約束著企業的投資。面臨融資約束的企業會更多地根據自身的現金流情況選擇投資項目，有時不得不放棄一些凈現值為正的投資項目，出現投資不足。因此，融資約束嚴重的公司將表現出較高的投資現金流敏感性。融資約束理論假設管理者與股東之間利益一致，但Jensen(1986)[3]的自由現金流假說指出，現實中企業所有權與控制權相分離，在缺少適當激勵約束機制下，管理層基于個人利益的考慮，會將公司的現金流用于自己的“帝國建造”，投資于一些有損股東財富、但卻使其自身受益的項目。按照這一假說，企業的投資支出同樣會受內部現金流的影響，擁有現金流越多的企業會有更多的投資支出，過度投資是其主要表現形式。因此，自由現金流的代理問題成為投資現金流敏感性存在的另一種解釋。

上述兩種理論對投資現金流敏感性給予了不同的解釋，自由現金流假說更多地關注股東與經理之間的代理問題，融資約束理論更多地關注內部人(股東與經理)和外部投資者之間的利益沖突。實際上，股權結構在一定程度上能夠加劇或降低不同利益主體之間的代理沖突，以股權結構為切入點探尋投資現金流敏感性背后的投資行為特征是一種有效的研究路徑。

目前，越來越多的研究表明世界上大多數國家的股權是集中的，尤其大股東通過金字塔結構、交叉持股以及發行雙重股票等方式來增強控制權，使得控制權與所有權分離在世界范圍內廣泛存在。控制權的加強與兩權分離使控股股東有能力和動機通過影響公司的各種決策來為其謀取私利，侵害少數股東的利益(La Porta，1999[4]、Claessens等，2000[5]、2002[6] 等)。因此，控股股東與少數股東之間的利益沖突成為公司治理研究的核心問題。在我國轉型經濟的制度背景下，上市公司處于大股東超強控制狀態，所有權與控制權的分離也較為普遍，控股股東擁有足夠的控制權以制定符合其意志和利益的投資決策。并且，近年來我國上市公司投資行為呈現出一些耐人尋味的現象，如頻繁變更募集資金投向、投資效率和效益低下等。因而，揭示股權集中下委托代理問題及其對投資行為的影響，成為現代公司財務理論與實務亟需解決的重要問題。本文沿著股權控制鏈追溯上市公司的終極控股股東，主要研究終極股權結構對上市公司投資現金流敏感性的影響，以揭示我國上市公司的投資支出特征。

一、理論分析與研究假設

自由現金流假說與融資約束理論均認為公司總是希望留存更多內部現金流以滿足投資需求，只是動機不同而已。然而股權集中下大股東控制與兩權分離賦予了自由現金流假說更新的內容。從投資行為看，控股股東的存在能夠在一定程度上避免股權分散下股東的“搭便車”行為，具有足夠的激勵去監督經營者，抵制其濫用現金流過度投資的機會主義行為，從而緩解傳統的股權代理問題;然而，控股股東為了能夠為攫取控制權收益創造條件，通常也會采取增加控制權的投資行為以形成控制性資源，發生濫用公司現金流的過度投資行為。郝穎(2006)基于我國上市公司的研究證實，資本配置決策在很大程度上是控制權收益驅動的控制性股東自利行為。可見，自由現金流假說包含的內容隨著公司治理核心問題的轉變已從原有經理濫用現金流轉移到更加強調控股股東趨利而濫用現金流所形成的過度投資問題。基于上述分析，鑒于我國股權高度集中的現實與資本市場信息不對稱問題的存在，本文認為我國上市公司內部現金流對投資支出與具有較強的影響，因此提出以下假設:

假設1:我國上市公司具有較強的投資現金流敏感性。

本文研究目的并非只是證明投資現金流敏感性是否存在，而是挖掘導致投資現金流敏感性背后的原因，揭示我國上市公司投資行為的特征。我們認為，投資不足與過度投資都會使投資對現金流敏感，上市公司在任何時候都可能同時不同程度地受到信息不對稱與代理問題的影響，二者的凈影響決定了公司是投資不足還是過度投資，因此，倘若投資現金流敏感性存在，我們將進一步從整體上揭示我國上市公司投資不足與過度投資哪一個更為普遍。

揭示投資現金流敏感性的來源，現有研究主要以股權結構形成的不同利益主體之間的利益關系為切入點。Hadlock(1998)[7]認為，若正的投資與現金流之間的關系是由于管理者傾向于過度投資內部資金所致，則這種正相關關系會隨管理者與股東利益一致的增加而降低;若投資與現金流之間的正相關關系是由于管理者傾向于投資不足所致，則這種正相關關系會隨管理者與股東之間利益一致的增加而增加，進而他以管理層持股作為管理層與股東利益接近程度的替代變量進行研究。Broussard等(2004)[8]則借鑒Hadlock的思想，但以業績報酬敏感度作為管理層與股東利益接近程度的衡量標準。上述研究均強調股東與管理者之間的利益關系，忽略了現實股權集中下控股股東與少數股東之間的利益關系。

從股權控制鏈微觀結構看，終極股權控制具有與控股股東現金流權相聯系的利益趨同效應和與控制權相聯系的利益侵占效應。終極控股股東位于控制鏈的頂端，他們現金流權的大小代表其與公司及少數股東利益的一致程度。現金流權比例越高，終極控股股東就會越有動機監督管理者，同時降低對上市公司的侵害程度，促使公司正常經營，以最大化其股權價值。然而，終極控股股東憑借著控制權，加之控制方式的多重性和持股的相對隱蔽性使其不僅能通過影響公司的各種決策為其謀取私利，而且還能通過關聯交易、貸款擔保、多元化投資等多種方式轉移公司資源以追逐自身私利，侵害少數股東利益。Johnson等(2000)[9]用“掏空”一詞來描述資源從公司向控股股東轉移的現象，并且這種掏空行為被大量的實證研究所證實(Bae，Kang和Kim，2002[10];Bertrand，Mehta和Mullainathan，2002[11];李增泉，孫錚和王志偉，2004;劉峰和賀建剛，2004;等等)。尤其在多層級控制鏈條下，終極控股股東控制權與現金流權的分離使其能以較低的現金流權實施對底層公司更加有效的控制，具有更大的能力和動機進行非效率投資與“掏空”。因此，本文借鑒Jonh Wei等(2008)[12]的基本思想，追溯到終極控制權，使用終極控股股東現金流權以及控制權與現金流權之間的分離度作為控股股東與少數股東的利益拉近與沖突程度的代理變量。

如果投資現金流敏感性是因自由現金流的過度投資引起，當控股股東具有較高的現金流權時，他們的利益更多地與少數股東一致，會減輕公司的過度投資問題;相反，若控股股東的控制權與現金流權分離度較高，他們與少數股東的利益一致程度降低，其利益侵占效應突出，會加劇過度投資問題。因此提出如下假設:

假設2a:如果由于自由現金流代理成本產生控股股東偏好于過度投資，則隨著控股股東現金流權的增加，投資現金流敏感性降低;而隨著控股股東控制權與現金流權分離度的增加，投資現金流敏感性增加。

如果投資現金流敏感性是由于資本市場融資約束而導致投資不足引起，信息不對稱下，鑒于外部融資成本增加而降低公司價值的考慮，當控股股東具有較高的現金流權或控股股東的控制權與現金流權分離度較小時，投資不足問題加劇。因此提出如下假設:

假設2b:如果控股股東具有資本市場信息不對稱導致的投資不足傾向，投資現金流敏感性會隨著控股股東現金流權的增加而增加;隨著控制權與現金流權分離度的增加而降低。

二、研究設計

(一)模型設計與變量選擇

本文借鑒FHP(1988)[2]和Vogt(1994)[13]的研究模型，首先檢驗樣本公司投資對現金流的敏感性是否存在，即投資與現金流之間是否存在顯著的正相關性(模型1);為檢驗終極控股股東的利益趨同與侵占效應對投資現金流敏感性的影響，在模型1中分別引入終極控股股東的現金流權以及控制權與現金流權分離度與現金流的交互項(模型2)。根據前述理論分析與研究假設，如果公司面臨著融資約束問題，預期β6為正、β7為負;如果公司面臨著自由現金流的代理問題，則預期β6為負、β7為正。

模型中涉及的被解釋變量為投資支出I，影響投資的因素除了解釋變量現金流CF外，還有成長機會Growth①、公司資金存量Cash、財務杠桿Leverage、公司規模Size、以及年度Year和行業Industry等，這些因素作為控制變量引入模型。終極控股股東的現金流權CR以及控制權與現金流權的分離度Divergence分別與CF形成交互項后引入模型，作為解釋變量。相關變量的具體說明如表1所示。

(二)樣本選擇與數據來源

本文以2005-2008年在深滬證券交易所發行A股的上市公司為研究樣本。考慮變量滯后性的要求，樣本公司必須在2003年年底之前上市，因此，整個樣本是一個跨越了2004-2008年5個年度的均衡樣本集。為保證樣本數據的有效性，消除異常樣本對研究結論的影響，按照下列條件對樣本進行篩選:(1)為保證控股股東的有效控制，剔除終極控制權比例在10%以下的公司③;(2)考慮發生財務危機公司的特殊性，剔除在此期間被ST或PT的上市公司;(3)鑒于金融保險類上市公司經營業務的特殊性而剔除該類公司;(4)為保證投資行為的可持續性，剔除在此期間發生主營業務變更及進行過重大資產重組的上市公司;(5)為保證股權影響研究具有連續性與可比性，剔除在此期間終極控股股東發生變更的上市公司。最終得到均衡有效樣本628家上市公司的2 512個年度觀測數據。

樣本公司的股權數據主要來自于國泰安CSMAR的中國上市公司股東研究數據庫，相關財務數據來自于RESSET金融研究數據庫。對于缺失的樣本數據主要通過巨潮資訊、和訊網站公布的年度財務報告提供的信息補充。為研究方便，對于終極控股股東實質控制而沒有披露其持股比例的均假設為100%。數據分析運用SPSS16.0軟件和Excel2003。

三、實證研究與分析

(一)描述性統計分析

表2列示了全部樣本觀測值的描述性統計結果。從中可以看出，企業投資I均值為0.0794，即樣本公司投資率為7.94%。現金流CF均值為0.067，表明樣本公司普遍擁有一定的自由現金流，但現金流不足以完全滿足投資的需要。樣本公司成長性水平較好，營業收入增長率均值為23.36%，但各公司的成長性差距較大(標準差為0.6601);資產負債率水平平均為49.48%，負債規模適度。從終極股權結構看，樣本公司現金流權平均為34.04%，而控制權均值為39.66%，表明終極控股股東平均用34.04%的所有權掌控了上市公司39.66%的投票權，其平均偏離程為5.61%。從均值看兩權分離度并不大，這主要是因為樣本公司中多半公司(58.68%)不存在兩權分離，然而，有26.79%的公司兩權分離度超過10%，最大的分離度為44.48%，這說明上市公司兩權分離是非常顯著的。

(二)相關性檢驗

各變量相關性檢驗如表3所示。現金流、成長性、公司規模與投資支出顯著正相關，資產負債率與投資支出顯著負相關，這些與經典的財務理論相一致。模型中各自變量之間相關系數最大的是Size與Leverage的系數0.265，可見，各自變量之間存在弱相關性，上述模型基本不會存在多重共線性問題。

(三)多元回歸分析

多元回歸分析(表4-表6)檢驗多重共線性的方差膨脹因子VIF值遠低于10，容忍度Tolerance遠大于0.1(限于篇幅，沒有列示各變量的VIF值與Tolerance)，說明模型中各變量之間不存在多重共線性問題，進一步印證了上文關于所建模型不存在多重共線性的推論。同時，各回歸方程的D.W值均在2附近，基本上不存在自相關問題。

表4是依據全樣本進行的多元回歸分析結果。從(1)列可以看出，CF的系數在1%水平上顯著為正，表明我國上市公司投資普遍受到現金流的影響，投資現金流敏感性存在，驗證了假設1。公司成長性、公司規模均與投資支出之間顯著正相關，表明公司成長性越好、規模越大投資支出水平越高;資產負債率與投資支出之間顯著負相關，表明負債能夠抑制公司的投資支出;而期初資金存量與投資支出之間雖然正相關，但是不顯著。

表4中第(2)列是在模型1的基礎上引入終極控股股東現金流權與現金流的交互項，CR×CF的系數為-0.327，在1%的水平上顯著，表明隨著終極控股股東現金流權的增加，控股股東與少數股東利益更加一致，投資現金流的敏感性也隨之下降，支持了過度投資假設的分析，證實了終極控股股東的現金流權利益趨同效應的存在。第(3)列中終極控股股東兩權分離度與現金流交互項(Divergence×CF)的系數為0.369，在5%水平上顯著，意味著隨著兩權分離度的增加，控股股東與少數股東之間的利益一致性減弱，投資現金流敏感性隨之增加，該結論也與過度投資分析吻合，也證實了控股股東利益侵占效應的存在。第(4)列是對模型2的完整檢驗，可以看出，投資I與交互項CR×CF之間在1%的水平上顯著負相關，系數為-0.315;而與交互項Divergence×CF正相關，但是正相關程度卻不顯著。該結果表明投資現金流敏感性隨控股股東現金流權增加而降低的同時，并沒有隨著兩權分離度的增加而顯著增加，說明從整體上看控股股東現金流權的利益趨同效應更加顯著，而利益侵占效應卻不顯著，與假設2a的過度投資假設尚未完全一致。

追溯股權結構鏈條發現，樣本總體中大多數公司(1 942家)屬于國有終極控股的公司。鑒于終極股權性質的差異進一步將全部樣本劃分為國有終極控股與非國有終極控股④，分別檢驗兩組樣本公司的投資特征，如表5所示。

表5可以看出，無論是國有終極控股還是非國有終極控股的上市公司，CF的系數均顯著為正，說明我國兩類上市公司的投資支出均受到公司內部現金流的影響，假設1仍成立。進一步檢驗終極股權結構對兩組樣本投資現金流敏感性的影響發現，在國有終極控股組，CR×CF的系數為-0.334，在1%的水平上顯著;而Divergence×CF的系數為0.937，也在1%的水平上顯著。這表明投資現金流敏感性隨控股股東現金流權增加而降低的同時，也隨兩權分離度的增加而迅速增加，有力地支持了假設2a，說明我國國有控股上市公司投資支出更多地表現為過度投資。同時與控股股東現金流權相聯系的利益趨同效應和與控制權相聯系的利益侵占效應顯著存在。

在非國有控股組中，CR×CF的系數為-0.586，在1%的水平上顯著;而Divergence×CF的系數也在10%的水平上顯著為負，為-0.573，說明投資現金流敏感性隨著控股股東現金流權和兩權分離度的增加均有所降低，無法印證假設2a與2b究竟哪一種成立。出現這種情況，可能考慮的因素是控股股東的“支持”行為。因為控股股東的“掏空”行為并不是沒有代價的，其往往需要承擔“掏空”行為的部分甚至全部成本，控股股東有時不得不對其掏空行為有所限制，甚至當公司陷入財務困境或遇到不利的外部沖擊時，會向公司提供私人資源予以“支持”，以便保持今后盤剝少數股東和獲取合法分享收益的選擇權，具有金字塔控制權結構的公司具有更加強烈的“支持”傾向(Friedman等[14]，2003;Riyanto等，2003[15])。因此，如果公司面臨融資約束，可能由于終極控股股東現金流權的增加拓展了企業融資渠道，增強了融資能力而使投資對內部現金流依賴程度下降，從而導致投資現金流敏感性降低。此時股權結構對投資現金流敏感性的影響與公司的代理成本無關。

此外，非國有終極控股樣本公司88.07%的公司控制權與所有權分離，并且平均的分離度達到12.19%⑤，但其兩權分離度高并沒有加重投資現金流敏感性，反而降低了這種敏感性，因此可以推斷在我國大多數非國有終極控股的上市公司中，更多的公司可能面臨著融資約束問題，但尚未獲得嚴格的假設檢驗。

上述研究發現，國有終極控股公司面臨著現金流的過度投資問題。Jensen(1986)[3]認為，當公司現金流較多時，股東與經營者之間的代理問題更為嚴重;而當公司擁有較少現金流時，代理問題能夠得到一定的緩解，因此，現金流的約束能夠緩解代理問題。Jensen研究的是傳統的股東與管理者之間的代理問題，該理論是否同樣適用于終極控股股東與少數股東之間的代理問題?本文進一步將國有終極控制樣本按現金流中位數(0.06398)分為高低兩組，使用模型2再次回歸檢驗(如表6，限于篇幅，僅列示解釋變量回歸結果)發現，高現金流樣本組投資與現金流之間正相關系數明顯高于低現金流樣本組，并且在高現金流組中，CR×CF的系數在1%的水平上顯著為負，Divergence×CF的系數在5%的水平上顯著為正，而這兩項在低現金流樣本組中未達到顯著性水平。這說明公司現金流較少時，終極控股股東雖然有能力和動機為獲取私利過度投資或轉移資源，但由于缺乏充足“自由現金流”這一“機會”使得投資對現金流并不敏感，只有高現金流組才表現出較強的投資現金流敏感性。也說明終極控股股東對少數股東利益侵占不僅需要能力與動機，還需要有充足的自由現金流這一“機會”的存在。反之，較少的現金流能有效地緩解終極控股股東與少數股東之間的代理問題，減少過度投資的發生。

(四)穩健性檢驗

為檢驗研究結論的可靠性，避免因有效控制權選取標準差異對結論造成影響，本文進一步以20%作為有效控制權標準進行樣本篩選，最終得到548家公司2 192個年度觀測數據。采用該樣本重復了上述檢驗過程，得出的主要結論基本一致(限于篇幅，尚未列示出穩健性檢驗的結果)，研究結論具有較強的穩健性。

四、研究結論

本文主要研究我國上市公司內部現金流與投資支出之間的關系，即投資現金流敏感性。側重于考察上市公司正的投資現金流敏感性是源于控股股東傾向于過度投資還是投資不足。我們拓展了傳統自由現金流假說，將股權集中下控股股東為獲取私有收益而增加控制性資源、濫用公司現金流引發過度投資引入其中，并沿著股權控制鏈條追溯到終極控股股東，以終極控股股東的現金流權以及控制權與現金流權分離度作為控股股東與少數股東利益一致程度的代理變量，對投資現金流敏感性進行實證檢驗。我們同時使用終極控股股東的現金流權與兩權分離度進行檢驗，較好地區分了控股股東的利益趨同與侵占效應，比以往單獨使用大股東的持股比例(現金流權)能夠更有效地區分投資現金流敏感性兩種競爭性的解釋。

研究表明，我國上市公司投資現金流敏感性普遍存在。對于國有終極控制的上市公司，這種敏感性隨著終極控股股東現金流權的增加而降低，同時隨著控制權與現金流權分離度的增加而增加，與自由現金流過度投資假設一致，也證實了與終極控股股東現金流權相聯系的利益趨同效應和與控制權相聯系的利益侵占效應的存在，并且這種利益侵占效應的發生在現金流較高的公司更為嚴重，意味著較少的現金流能夠降低終極控股股東與少數股東之間的代理問題，抑制過度投資。說明終極控股股東的利益侵占效應發生不僅需要能力和動機，還需要公司具有充足的現金流這個“機會”。而非國有終極控制公司更可能面臨著融資約束，終極控股股東可能會在公司面臨融資約束時給予“支持”，但尚未得到嚴格的實證支持。

以上研究表明我國國有終極控股公司普遍存在自由現金流的過度投資問題，抑制這種非效率投資一方面應采取措施降低終極控股股東控制權與現金流權的分離度，提高其現金流權比例，從根源上降低控股股東的利益侵占動機;另一方面，通過發放股利等方式降低公司的內部現金流水平，減少控股股東進行利益侵占的機會。

注釋:

① 大多數文獻采用托賓Q度量成長機會，但也有也有學者證實在我國托賓Q并沒有真正代表公司價值和投資機會，往往會傳導相反的信息(饒育蕾等，2006;馬君潞等，2008)，并且考慮到股權分置改革對托賓Q計算連續性的影響，本文采用營業收入增長率作為成長機會的代理變量。

② 也有研究采用控制權與現金流權的比值作為終極控制權與所有權分離度的度量標準，無論哪種標準并不會影響本文的實證結論。

③ 學術界一般采用10%或20%的控制權標準，La Port(1999)[4]及Julan Du和Yi Dai(2005)認為存在終極控股股東的控制權比例應在10%及其以上，國內學者王鵬等(2006)、沈藝峰等(2008)也認為10%是有效的控制標準，因此本文以10%為控制權標準。

④ 本文將凡是終極控股股東為各級國有企業、國資委、政府機關以及院校的上市公司界定為國有終極控制，而將終極控股股東為民營企業、集體企業、職工持股會、自然人和外資企業的上市公司界定為非國有終極控制。

⑤ 根據國有與非國有終極控股樣本的描述性統計(限于篇幅未在文中列出)得出，國有終極控股樣本中只有27.60%的上市公司發生兩權分離，平均分離度僅為3.68%。

參考文獻:

[1] Modigliani F.， M.H.Miller. The Cost of Capital， Corporation Finance， and the Theory of Investment[J].The American Economic Review， 1958.(48):261-297.

[2] Fazzari S. M.， R.G. Hubberd， B.C. Petersen. Financing Constraints and Corporate Investment[J].Broolings Paper on Economic Activity， 1988(1):141-195.

[3] Jensen M. Agency Costs of Free Cash Flow， Corporate Finance， and Takeovers [J].The American Economic Review， 1986， 76(2):323-329.

[4] La Porta R.， F.Lopez-de-Silanes， A. Shleifer. Corporate Ownership Around the World [J].The Journal of Finance， 1999(54):471-517.

[5] Claessens S.， S. Djankov， L .H. P. Lang. The Separation of Ownership and Control in East Asian Corporations [J].Journal of Financial Economics， 2000(58):81-112.

[6] Claessens S.， S. Djankov， J.FAN and L .H. P. Lang. Disentangling the Incentive and Entrenchment Effects of Large Shareholding [J].Journal of Finance， 2002，57(6):2741-2771.

[7] Hadlock C.J. Ownership， Liquidity and Investment[J].RAND Journal of Economics， 1998，(29):487-508 .

[8] Broussard J.， S.A. Buchenroth and E.A. Pilotte. CEO Incentives， Cash Flow， and Investment[J].Financial Management， 2004(33):51-70.

[9] Johnson S.， La Porta R.， Lopezde-Silanes F.， Shleifer A. Tunneling[J].American Economic Review， 2000(90):22-27.

[10]Kee-Hong Bae， Jun-Koo Kang and Jin-Mo Kim. Tunneling or Value Added? Evidence from Mergers by Korean Business Groups[J].The Journal of Finance， 2002，57(6):2695-2740.

[11]Bertrand M.， P. Mehta， S.Mullainathan. Ferreting Out Tunneling: An Application to Indian Business Groups[J].Quarterly Journal of Economics， 2002，117(1):121-148.

[12]John Wei K. C.， Zhang Yi. Ownership Structure， Cash Flow， and Capital Investment: Evidence from East Asian Economies before the Financial Crisis[J].Journal of Corporate Finance， 2008，14(2):118-132.

[13]]Vogt S. C. The Cash Flow/ Investment Relationship: Evidence from U.S. Manufacturing Firms[J].Financial Management， 1994(23):3-20.

[14]Friedman E.， S.Johnson and T，Mitton. Propping and Tunneling[J].Journal of Comparative Economics， 2003(12):732-750.

[15]Riyanto Y.E.，L.A.Toolsema. Tunneling and Propping: A Justification for Pyramidal Ownership[J].Journal of Banking and Finance，2008(10):2178-2187.

(責任編輯:陳樹明)