一、引言

企業的固定資產投資決策是一個實現資金優化配置的過程，通過選擇優質投資項目，促進資本的有效率配置，進而達到企業價值最大化目標。由于固定資產投資具有期限長、資金耗用量大、不可逆等特征，從企業自身來說，固定資產投資是否成功將直接決定其未來的財務狀況乃至命運；從國家層面上說，無數個企業投資決策的疊加又在整體上影響了一個國家整體的經濟發展速度。因此，企業的投資行為一直倍受學術界、實務界和政策制定者高度關注。特別是在近年來全球經濟衰退的背景下，如何通過有效的宏觀經濟政策引導企業投資行為，調整經濟結構，刺激經濟發展，已經成為各國政策制定者重點關心的問題。

二、文獻綜述與研究假設

Fubender & Tirole（1983）研究發現，企業所處的產品市場競爭類型和企業的競爭行為，會對其自身以及其他企業的固定資產投資行為產生顯著的影響。在他們創建性的研究文獻發表之后，從產品市場競爭視角研究企業固定資產投資行為的文獻大量涌現。James & Lewis（1986）提出，企業的財務行為受到企業在產品市場上的表現與績效的影響，隨后大量文獻將企業產品市場競爭狀況與財務行為聯系在一起進行研究。Ghosal & Loungan（i1996）運用美國制造業的截面數據研究發現，在競爭激烈的行業，企業投資受價格不確定性的影響較為嚴重，但在競爭程度較低的行業，企業投資行為與產品價格之間的上述關系則表現的不明顯。Nielsen（2002）認為，在傳統的競爭性行業中，企業的利潤水平決定了企業的投資支出規模，而市場競爭的加劇會壓縮企業的盈利空間，進而不利于企業的固定資產投資支出。Clayton（2009）在前人研究的基礎上，將產品市場競爭因素加入到投資與債務的有限責任效應模型中，認為產品市場競爭因素能夠督促管理者控制債務規模，進而解決信息不完全下的代理問題，最終有效緩解甚至阻止由于委托代理問題引發的投資不足以及過度投資現象的發生。近幾年來，以產品市場競爭對企業投資的影響為主題的研究開始受到國內學者的關注。吳建祖等（2006）研究發現，企業所處的產品市場競爭對企業投資行為的影響具有雙向性，一方面，產品市場競爭加劇可能會削減企業研究與發展（R&D）等期權的價值，迫使企業將投資提前進行；另一方面，產品競爭加劇了企業產品市場需求狀況的不確定性，導致企業 R&D 投資的成本提高，從而阻礙現期投資進行。張洪輝和王宗軍（2010）借助我國制造業上市公司 2001～2004 年數據進行實證研究，發現我國制造業上市公司產品市場競爭能夠較有效的阻止企業的過度投資行為的發生。產業組織理論和公司金融（財務）領域越來越多的研究文獻顯示，企業的固定資產投資行為與該企業所處產品市場競爭程度有著密切的聯系。不同行業的產品市場的競爭程度存在差異，產品市場競爭程度的差異會反映到企業的財務狀況，進而影響企業的投資（也包括融資）行為，這一邏輯推斷幾乎不證自明。但是，產品市場競爭究竟是刺激還是抑制了企業的固定資產投資則存在較大的爭議。本文以委托代理理論為基本框架，試圖探討產品市場競爭程度對企業投資數量和波動性的影響，以及這種影響的作用機理。

Graham & Harvey（2001）通過問卷調查發現，企業的投資決策更多的是遵循以預期收益和風險為基礎的現值準則，以及資本追逐利潤的原始法則。當某行業投資機會具有更高的預期收益水平時，該行業（企業）更容易吸引到投資資金。根據產業組織相關理論，行業競爭會使得企業能夠獲得的平均回報率逐漸降低。在產品市場競爭程度處于較低水平時，固定資產投資項目的預期回報率水平很可能會高于資本市場同類投資的機會收益，企業會選擇對該項目進行投資。隨著行業產品市場競爭程度的逐漸上升，企業投資項目的預期收益水平會整體下行，最終接近乃至低于同類項目投資的機會收益。此時，具有投資價值的項目（投資機會）就會變得越來越少，企業進而會縮減投資規模。因此，行業的競爭程度與企業投資規模呈負相關關系。

除了上述研究思路外，Jensen 等\\(1976\\)基于委托代理框架，從產品市場競爭對企業管理者（代理人）行為影響的視角，討論產品市場競爭對企業投資行為的影響。Holmstrom（1982）提出，在提高公司投資效率方面，產品市場的競爭比監督、控制權市場更為有效。Myers（1984）發現，與競爭程度相對較低的產品市場企業情況相比，在產品市場競爭更為激烈的企業中，管理者想要用企業資源進行過度投資的風險和成本都更高些，而且更加有可能因所推進的過度投資行為被懲罰。Schmid（t1997）認為，市場競爭的存在提高了企業破產清算的可能性，從而能夠正向地促進公司經理努力程度提高。在存在高度競爭的行業中，經理人一旦將企業資本投資于凈現值為負的項目，企業的產品市場競爭能力就會因此變弱（比如，企業不得不提高產品定價以為凈現值為負的項目籌集資金）。一旦企業在產品市場的競爭能力變弱，企業的績效自然也會隨之變差，企業將逐漸失去對資本的吸引力，在某些極端的情況下甚至可能出現兼并重組或破產清算，乃至被驅逐出產品市場。因此，在高度競爭的行業中，理性的公司經理會謹慎地選擇投資項目，因為凈現值為負的項目會降低他們的績效工資、獎金等收入，甚至導致失業。處于高度競爭行業的經理會在擁有自由現金流的時候選擇發放股利，而不是將資金浪費在壞的投資項目上（Grullon & Michaely，2008）。從另外一個方面考慮，企業所處市場的競爭程度不同，使得資產周轉率、行業風險特征以及行業的資產特征也存在著重大區別，這必然影響企業的投資行為。具體而言，產品市場競爭帶來的市場需求不確定性會使得企業面臨較大的經營風險，管理者的投資行為因而更加謹慎，企業總體投資規模將趨于縮減。對于競爭不太激烈的壟斷競爭行業以及寡頭競爭行業，企業為了保住自身的壟斷競爭地位，會傾向于不斷加大資本支出，這樣不僅能保持自身的壟斷優勢，也能震懾新競爭者的進入。

綜合以上分析，我們認為，產品市場競爭會抑制企業的固定資產投資支出；處于不完全競爭行業的企業，由于面臨較小的市場競爭壓力，其固定資產投資規模反而相對較大。據此，我們提出假設 1：H1：企業所處的產品市場的競爭狀況與其當期固定資產投資規模存在負相關關系，也即企業所處的市場競爭越激烈，企業當期投資額往往就越少。

關于企業產品市場競爭狀況與企業固定資產投資波動性關系的研究文獻比較少見。Nishimura（1991）在不完全信息的假設前提下，構建了一個對數線性壟斷競爭研究框架，用于分析企業投資行為的穩定性。他發現，企業在缺乏所處行業確切平均投資水平信息的情況下，會利用所有能獲得的信息形成自己的“理性預期”。Nishimura（1991）還發現，企業預期的行業平均投資規模傾向于與企業實際的投資規模呈負向變動關系，并且產品市場競爭越激烈，企業的固定資產投資行為模式會更加依賴于自身的“理性預期”。如果 Nishimura 的發現是可靠的話，企業預期的投資水平對企業投資規模的縮減效應會隨著競爭的加劇而顯著下降，企業的投資規模也會相應地擴大。整體上看，市場信息的瑕疵或者說不完全性，導致企業投資規模與產品市場競爭程度同向變動。

但是，本研究認為，企業所處行業的產品市場競爭程度加劇，不但不會刺激企業固定資產投資規模的變動，反而會減輕企業固定資產投資規模的波動。

原因是，在競爭不充分的行業中，企業固定資產投資具有延期決策的實物期權效果，該實物期權的時間價值較大，企業會更看重未來的投資機會而不用著急做出當期投資決策，這就使得企業當期的投資規模存在很大的變數；相反，在競爭激烈的行業里，投資的遞延實物期權價值會受到很多限制，為了避免好的投資項目被競爭對手搶占，企業不得不在更早的時點決定投資。因此，在競爭激烈的行業中，企業傾向于在當期投資而不太愿意或沒有機會考慮把投資安排到將來某個時間，從而固定資產投資波動性會比處于競爭不充分的情況下更穩定。從企業層面考察這個問題，假定企業各期都有一些投資機會，這些機會的投資額恒定為 I，投資機會的收益是隨機的，但都滿足凈現值法則。根據前文分析不難發現，如果該企業所處的行業競爭不充分時，企業沒有很大的競爭壓力，有條件推遲投資時點，因此，每一期實施的投資額具有很大的變動空間；相反，如果該企業所處的行業競爭較充分，迫于競爭的壓力企業沒有很多選擇投資時點的自由度，從而被迫在每期都實施 I 規模的投資，故而投資規模的波動性處于較低的水平。

從上面的理論分析可以看出，企業面對的產品市場競爭激烈，則各期資本性支出保持相對穩定水平，即投資規模具有較小的波動性。處于壟斷性行業的企業，由于面對較低的產品市場競爭壓力，企業可在相當長的時期內自由安排投資時點的空間較大，從而各期投資支出水平的波動就較大。由此，本文提出第二個假設：H2：產品市場競爭強度與企業投資波動性呈負相關關系，激烈的競爭不會加劇投資波動反而會撫平其波動；競爭程度高的行業的企業投資波動性小，競爭程度低的行業的企業投資波動性大。

三、研究設計與模型設定

（一）變量選擇

本研究使用的變量包括被解釋變量、解釋變量和控制變量。其中，被解釋變量為企業固定投資規模以及投資的波動性；解釋變量主要是企業所處行業的產品市場競爭程度代理變量；控制變量包括企業規模、經營不確定性、融資約束狀況以及產權所屬結構等變量。

1.被解釋變量：企業固定資產投資規模以及固定資產投資規模的波動性。本研究用企業當期固定資產原價、工程物資與在建工程三項之和的變化量與上期固定資產原價之比來代理企業固定資產投資規模變量，之所以沒有使用固定資產凈值，是考慮折舊的變動與投資沒有直接的關聯。固定資產投資規模的波動性則用當期企業固定資產投資規模與前一期企業固定資產投資規模之差（本文不研究變動的方向只考慮波動大小，為方便后續處理對差值取絕對值）除以上期固定資產原價來表示，符號為 ΔI/K。

顯然，ΔI/K 值越大，表明企業投資波動性越大，企業的投資行為越不穩定。

2.解釋變量：產品市場競爭程度。目前，學術界對產品市場競爭程度合適的代理變量評判標準沒有達成一致認識。過往的相關文獻基本上都是從市場結構、行為和績效三個角度考察產品市場競爭狀況，采用的具體代理指標通常是赫芬達爾指數（HHI）、集中度比率（MCR）以及行業總體平均利潤率等。除了以上三種度量指標外，也有學者構造了一些特定的指標來度量產品市場的競爭情況。劉星等（2007）正態化企業的主營業務增長率，以此衡量企業產品市場競爭程度。劉志彪等（2003）則用企業對競爭對手敏感度及企業所處行業內企業數量作為競爭程度的代表。國外學者 Nickel（l1996）、Grosfeld & Tressel（2002）等用租金率度量產品市場競爭狀況。宋敏、胡一帆和張俊喜（2005）用“企業主營業務具有競爭關系的競爭對手數量”和“潛在競爭對手的市場進入成本”兩個指標聯合衡量市場競爭狀況。綜合參考各位學者的做法，本文以行業內企業數量、企業主營業務利潤率以及正態化后的主營業務增長率等指標來衡量企業所處的產品市場競爭狀況。

（1）主營業務利潤率。學者們普遍認為，在競爭較為激烈的市場，企業的利潤空間較小，而在競爭不充分的行業，沒有競爭壓力的企業的毛利率通常較高，從而利潤水平往往較高。正如 Nickel（l1996）指出的那樣，產品市場競爭程度越低，企業能夠獲取的“壟斷租金”越高，而利潤率水平在某種程度上可視為公司的“壟斷租金”。本文用主營業務利潤率指標表示產品市場的競爭程度，認為企業的主營業務利潤率越大，則其所在行業的產品市場競爭程度越弱。

（2）企業數目。在競爭最不充分的完全壟斷行業中，整個行業被一家企業所壟斷，企業的數量為 1；相反，在完全競爭的行業內則存在規模不一的數以萬計的企業。壟斷競爭和寡頭競爭市場的情況則介于上述兩種極端情況之間，一般認為寡頭競爭市場內企業數目要比壟斷競爭行業內的企業數目小很多。從上面的分析不難看出，行業內企業數量是行業競爭狀況的直觀度量，如果行業內企業數目越多，可以預期該行業的競爭往往越激烈。

（3）經正態化處理后的主營業務增長率。在行業成長過程中，企業的主營業務收入總體上都會不斷增長，但不同競爭類型下的企業主營業務收入增長速度存在顯著的差異。在競爭激烈的行業，眾多企業爭奪有效的市場，企業銷售收入增長速度較慢；在壟斷程度較高的寡頭市場和壟斷競爭市場，企業可以通過產品差異化和產品創新實現市場的開拓，這類企業的主營業務增長較快。本文將主營業務增長率標準化，以避免行業中其他系統性因素的影響，保障實證結果的有效。

3.控制變量。為了從技術上控制非本文重點考察的因素對實證結果可能造成的干擾，本文在回歸模型中加入了已有研究表明的對投資具有顯著影響的指標作為控制變量。這些控制變量主要包括企業規模、企業成長性、融資約束狀況及股權結構等。

過往很多研究顯示，企業規模與投資數額之間通常存在顯著的正相關性，學者們常用銷售收入、企業總資產數量、股權資本賬面值以及存量資本的市場價值來度量企業規模?？紤]到銷售收入、企業總資產數量、股權資本賬面值以及存量資本的市場價值之間本來就存在較大的相關性，為避免共線性問題，本文采用企業總資產作為企業規模的替代性指標，并對其取自然對數以保證研究過程的有效性。

近年來，許多文獻研究了融資約束對企業固定資產投資的影響。Caballero（2000）等的研究表明，加入了融資約束因素后的模型可以很好的解釋企業周期性投資行為。當前，我國企業融資難的問題十分突出，面臨嚴重的融資約束是企業發展（包括投資在內）的客觀環境。有鑒于此，本文在研究中加入了企業的融資約束狀況作為控制變量。參考何青等（2007）的研究，本文選取企業經營活動現金流和企業現金持有水平作為融資約束的代理指標。

國內外相關研究表明，企業的成長性和發展階段通常會對企業的投資行為造成重要影響。Eberly、Rebelo & Vincen（t2008）在梳理了已有的各種理論模型對企業投資行為的解釋效果之后得出結論，Hayashi & Fumio （1982\\) 提出的投資模型在現有的模型中具有對企業投資行為最強的解釋和預測能力。在 Hayashi & Fumio（1982\\) 提出的模型中，強調了 Q 值對企業投資決策具有顯著影響。因此，本文以托賓 Q 作為衡量成長性的控制變量。

此外，為了控制產權因素對投資的影響，區別出企業的國有或非國有性質與投資行為間的關系，本文在研究中加入了最終控制人虛擬變量。為刻畫企業面臨的不確定性，本文選取經營現金流的波動率代表。各變量的具體定義見表 1。

（二）模型設定

為了檢驗理論分析的結果，根據待檢假設 1 和假設 2 提出的判斷，我們設計了兩個多元線性回歸實證模型。模型中的因變量分別為企業投資規模和投資規模的變動率，自變量主要是企業產品市場競爭程度代理變量，以及對企業投資行為具有重要影響的控制變量；為減少回歸模型中企業規模對企業投資數額和投資波動大小的影響，模型中用投資額與企業資本規模的比值、投資變動額與資本規模的比值來刻畫企業的固定資產投資行為；解釋變量主要包括行業中企業數量、主營業務利潤率、主營業務收入增長率為代表的，反映企業所處行業產品市場競爭狀況的變量。為控制前文提到的諸如現金持有量、控制人特征等對企業固定資產投資行為的影響，同時也方便將本研究結論與國內外其他學者的研究結果相比較，我們遵循同行的一般做法，在回歸模型的變量選取和變量的定義方面，盡量與既有文獻對變量選擇和定義一致。本文模型設定的主要任務是觀察上述三個反映企業所處行業的產品市場競爭狀況的變量與企業投資行為之間的關系，具體來說就是通過兩個實證模型來檢驗企業產品市場競爭對其固定資產投資的影響效應。

模型一：檢驗企業產品市場競爭程度對固定資產投資規模的影響，即待檢假設 H1。

根據上述模型設定，若模型一的回歸結果中，主營業務利潤率的系數顯著為正，標準化的主營業務增長率的系數也顯著為正，企業數目的回歸系數顯著為負，則說明待檢假設 H1 成立，即企業所處的市場競爭越激烈，企業當期投資額往往就越少；若模型二的回歸結果中，主營業務利潤率的系數顯著為正，標準化的主營業務增長率的系數也顯著為正，企業數目的回歸系數顯著為負，則說明待檢假設 H2 成立，即激烈的產品市場競爭不但不會加劇企業固定資產投資的波動性，反而會撫平其波動。

四、實證檢驗過程與結果

（一）樣本選擇與數據來源

本研究最初的樣本涵蓋 2006～2011 年間在滬深兩市上市的所有公司，數據來源于 CCER 經濟金融數據庫和 CSMAR 數據庫。按照中國證監會 CSRC 行業分類標準確定樣本企業所屬行業，對最初選定的樣本進行以下處理：（1）剔除連續虧損已經被交易所ST、PT 標識的上市公司；（2）由于我們主要考察生產制造企業產品市場競爭與投資之間的關系，因此剔除了房地產類（J）和金融類（I）上市公司，這兩類企業通常與本文設定的行業有顯著的差異；（3）剔除企業數量過少的行業（如傳播與文化產業和木材家具加工行業），這些行業的上市公司數目很少，樣本數量無法達到統計意義要求；（4）為消除異常數據的影響，參照其他同行的普遍做法，本文采用了|Xi-E（Xi）|>3σi 標準對所有樣本進行過濾，同時剔除指標缺失的公司。

（二）樣本的描述性統計

我們分別從行業內企業數量和主營業務利潤率兩個維度，以中位數為區分標準，將樣本內各行業企業進一步細分為競爭程度高和競爭程度低兩組子樣本。子樣本的企業數量（Num）、主營業務利潤率（Nr）、投資支出規模（I/K）、投資規模波動性（ΔI/K）的描述性統計如表 2 所示。

從表 2 可以初略地判斷各行業產品市場競爭程度與企業固定資產投資的關系。（1）電力、煤炭、水的生產與供應業以及交通運輸、倉儲業等行業的主營業務利潤率較低，并且行業內企業數量較少，說明這些行業企業面對的產品市場競爭較為激烈。機械、設備、儀表，批發和零售貿易的主營業務利潤率較低，說明這些行業的產品市場競爭程度也相對較高。以上事實表明，從總體上來看，用行業內企業數量和主營業務利潤率來衡量產品市場競爭狀況具有很好的效度和信度。（2）從投資規模的角度看，電力、燃氣及水的生產和供應業的 I/K 為 0.245 15，顯著高于平均水平的 0.155 56，而批發和零售貿易業的 I/K 為0.131 79，低于平均值水平。（3）從投資規模波動性的角度看，產品市場競爭程度較低的樣本組，其 I/K 的中位數通常高于產品市場競爭程度較高的樣本組的I/K 中位數。以主營業務利潤率劃分為例，主營業務利潤率較低的行業組的 I/K 的中位數為 0.350 17，主營業務利潤率較高組的 I/K 的中位數為 0.401 70。由以上分析可知，產品市場競爭程度不同的行業具有不同的投資額與投資波動性。上述結論是基于描述性統計得出的，結論是否具有統計上的顯著性和穩健性還有待下文做進一步檢驗。

我們對不同行業的企業投資額和投資波動性進行了 Kruskal-Wallis H 檢驗，結果如表 3 所示。由表3 中的 P 值可知，不同行業之間的投資額的確存在顯著差異，且每年的 P 值均在 1%的水平下顯著，也表明了行業的投資額差異在各年保持穩定；在投資波動性方面，各行業之間也存在顯著差異，僅僅在2009 年未通過 10%的顯著性水平檢驗，其余各年均在 5%的水平上顯著。

為具體研究各個行業投資額與投資波動性的差異，本文選用 Mann Whitney U 檢驗對各個行業進行了兩兩比較。本文將每家公司各個指標求平均而得到的橫截面數據進行上述比較，比較結果如表 4－A與表 4－B 所示。

表 4－A 和表 4－B 中總共有 46 個數據對通過了顯著性檢驗。其中，19 個在 1%的顯著性水平下統計顯著，19 個在 5%的顯著性水平下統計顯著，8 個在10%的顯著性水平下統計顯著，并且顯著的結果在行業中分布較為均勻。這表明，行業之間的投資行為（包括投資額與投資波動性兩方面） 的差異的確存在，并且這種差異不是個別行業的異常情況，而是普遍存在的。

（三）相關性分析

本文分別采用 Pearson 檢驗和 Spearman 檢驗方法考察被解釋變量和各解釋變量之間的相關性問題，鑒于本文涉及的變量數很多，但本文關注的只是產品市場競爭程度對投資行為的影響，因此只選取了部分控制變量做相關性檢驗，其他變量諸如部分控制變量在此忽略。變量間的相關性檢測結果見表 5。

Pearson 和 Spearman 相關系數顯示，投資支出與市場競爭替代變量之間均顯著相關，且與 Mac 和Nr 正相關，與企業數目 Num 負相關。這部分說明，企業每年的固定資產投資額會隨著企業所處行業產品市場競爭程度的加劇而下降。行業產品市場競爭程度與企業投資行為波動的相關性檢驗表明，主營業務利潤率（Nr）與投資額的波動性不具統計上的相關性，標準化的主營業務增長率（Mac）、企業數量（Num）與投資額的波動性在 1%的置信水平上，分別呈現顯著的正相關和負相關關系?？梢源致缘卣J為，產品市場競爭能夠有效抑制企業投資規模的波動。

此外，所觀察到的相關系數表明，現金流量、托賓 Q與投資規模和投資規模的變動之間存在著顯著的相關性。文中涉及到的其他變量之間的相關系數均小于 0.4，表明所選擇的解釋變量和控制變量不存在嚴重的多重共線性問題。

（四）回歸結果分析

既往文獻中有關企業產品市場競爭程度與固定資產投資行為之間關系的實證研究雖然也采用了面板數據進行分析，但多數文獻直接假設不存在影響企業投資行為的非觀測異質性，并使用混合樣本回歸方法進行檢驗。本文認為，“不存在影響企業投資行為的非觀測異質性的假設”是個很強的假設，事實上不同的行業之間（乃至相同行業的不同企業之間）往往存在很大的差異性，比如政府對不同行業或不同產權屬性企業的投資政策支持等都會導致非觀測異質性。因此，本文在做回歸分析時，用 F 統計量判斷模型應該采用混合 OLS 估計方法還是固定效應估計法，用 Hausman 統計量判斷模型應該采用固定效應估計法還是隨機效應估計法。

我們首先利用前文設定的模型一對單位化后的企業固定資產投資額進行面板數據分析。其中，產品市場競爭狀況分別由行業內公司數量、主營業務利潤率、正態化的主營業務增長率等指標來代表。在相關性檢驗時我們發現，這三個指標之間存在顯著的相關性，為了避免產生多重共線性問題，本文并未把它們一起放入模型進行回歸檢驗，而是將它們逐步添加到模型中。表 6 總結了模型一的 4 次回歸結果。

從表 6 中可以看出，模型一整體能通過顯著性檢驗，并且具有較高的可決系數（處于 0.14～0.16 之間）。在估計方法選擇上，F 檢驗與 Hausman 檢驗均支持采用固定效應估計方法。從回歸系數可以看出，產品市場競爭程度與企業固定資產投資規模之間具有顯著的負相關關系，驗證了文中的第一個研究假設。主營業務利潤率指標的系數是 0.533 8，標準化的主營業務增長率的系數也為正，且兩者均在 1%的水平上是顯著的。企業數目的回歸系數顯著為負，也在 1%的水平上是顯著的。由此，我們可以得出結論：

產品市場競爭的加劇會降低企業的投資額（也即企業固定資產投資額與所處行業的產品市場競爭激烈程度呈負相關關系）?？刂谱兞康幕貧w參數支持“企業現金流持有水平與企業的固定資產投資規模之間存在顯著的正相關關系”的觀點?；貧w結果中，資產負債率的系數為正值，且通過了 1%的顯著性檢驗。

一般來說，較高的資產負債率意味著較大的財務風險，這應會抑制企業的投資規模，然而對我國國有企業來說，政府為避免企業倒閉給就業帶來壓力，反而會增加固定資產投資，政府的擔保也使得企業能夠“債臺高筑”?；貧w結果顯示，企業的資產規模（對數形式）也與固定資產投資支出呈顯著的正相關關系。

這是因為，企業的規模越大，內在的投資需求越大，而且大企業往往具有較好的聲譽，融資較為方便。另外，最終控制人指標的系數部分通過了顯著性檢驗，但系數卻為正，這與已有的研究不一致，很可能是由于樣本選?。ㄊ聦嵣?，823 家樣本企業有 537 家屬于國有控股）以及計算方法不同所致。

模型二的回歸結果，即企業固定資產投資波動性與產品市場競爭關系的實證結果，如表 7 所示。

從表 7 中可以看到，F 檢驗與 Hausman 檢驗均在 1%的顯著性水平上拒絕原假設，表明應該采用固定效應法估計；采用固定效應法的回歸方程的 F 值通過了檢驗，表明模型總體的解釋力在統計意義上具有顯著性；經調整的可決系數為 0.13 左右，表明模型整體上具有較好的解釋能力。用主營業務利潤率作替代變量的市場競爭對投資波動性的影響具有顯著性，并且標準化的主營業務增長率和公司數目在回歸模型中的系數顯著不為零。由此可知，產品市場競爭程度對企業固定資產投資規模的波動性具有顯著影響，這與本文的假設二是一致的。進一步，回歸（2）與回歸（3）中的解釋變量的系數均為正，回歸（1）中的解釋變量的系數為負，可以推知行業產品市場競爭水平會抑制企業投資的波動性。表 7 中控制變量的回歸結果表明：（1）現金持有量越充足的企業的投資波動性越弱，說明融資約束較低的企業能夠保持穩定的投資支出規模；（2）現金流波動帶來的不確定性，使得企業投資規模波動性變大；（3）成長性越好的企業（表現為較大的托賓 Q 值），固定資產投資波動越小。這些研究結論與多數學者的研究結論一致。

五、穩健性檢驗

在前面的分析中我們曾指出，不同企業的投資行為可能存在非觀測異質性，并且采用了固定效應的估計方法。為保持研究的完整性與嚴謹性，我們繼續采用混合 OLS 估計方法對上述數據進行穩健性檢驗，OLS 估計的結果如表 8－A 與表 8－B 所示。

從表 8－A 中我們發現，主營業務利潤率與正態化的主營業務增長率對企業投資支出水平具有很好的解釋作用，這與前面的分析結論基本一致。雖然由于估計方法的不同使得方程回歸系數有些許變化，但符號方向和系數的顯著性水平沒有發生變化。但是，用行業內企業數目表示的產品市場競爭水平與企業投資支出的關系不顯著，同時符號方向也與前面的結果不一致。正如前面所考慮的那樣，這可能是因為行業特點的不同使得上市公司數量并不是行業內企業數目的合意代理變量。表 8－B 中樣本企業投資波動性的混合 OLS 估計結果顯示，無論是用行業內企業數目，或是用主營業務利潤率，抑或是用主營業務增長率表示的產品市場競爭程度都與投資波動性呈顯著的負相關關系，同時托賓 Q 的符號顯著為負，表明投資機會越多的企業，其投資支出越平穩。

現金流波動水平與投資波動性呈顯著正相關關系，也表明現金流的不確定性增加了企業投資支出的不確定性。這些都證明了模型的 OLS 估計結果與前面的估計基本一致。整體而言，變更模型的估計方法并未使結論有所變化，混合 OLS 的回歸結果再次驗證了企業投資支出與投資波動性確實與企業所處行業的競爭程度存在負相關關系，且這種關系在統計上是十分顯著的。

六、研究結論與政策建議

本文從產品市場競爭狀況視角，分析了企業所處行業的產品市場競爭狀況對企業固定資產投資的影響，認為企業所處行業的競爭狀況與企業當期投資額存在負相關關系，產品市場競爭會有效地撫平企業固定資產投資支出的波動性。對我國上市公司的實證結果顯示，處于產品市場競爭激烈行業的企業，無論是固定資產投資規模，還是投資支出的波動性，均要小于相應的處于產品市場競爭程度低的行業的企業，也即產品市場競爭的加劇會縮減企業的固定資產投資支出規模，同時降低投資規模的波動性。

基于此，本文認為，我國應從產業政策調整入手，在更多的行業開放市場準入，培植競爭對手，以形成競爭性經營環境。通過產品市場競爭自發引導企業的投資行為，從而提高資源配置效率，實現經濟結構的優化調整。近幾年來（尤其是本屆政府執政以來），我國宏觀經濟政策的一大意圖是努力實現經濟結構調整和轉型升級，為此政府部門主動抑制鋼鐵、水泥、平板玻璃、煤化工等高能耗、高污染、產能明顯過剩行業的固定投資，引導資本流向一些附加價值高、環境友好、發展不充分行業的固定資產建設，從而提升我國整體經濟的發展水平和經濟部門間的結構均衡。但是，在過去相當長的時間內，我國經濟調結構的基本思路和做法卻是，政府相關部門綜合運用財稅和貨幣等總量政策手段，或通過項目審批及金融資源配給等直接干預的方式來推進經濟結構調整和產業轉型升級。這些政策“外力”的介入，事實上很難引導企業自發地調整其固定資產投資行為。一方面，總量調控本身不能作為推動經濟結構調整和轉型升級的直接手段，控制貨幣投放政策不僅無助于解決目前普遍存在的產能過剩和結構扭曲問題，甚至可能會使情況變得更糟；另一方面，通過“看得見的手”直接干涉企業投融資行為的調整方式，雖然可以改變經濟結構的布局，但在產生積極作用的同時也導致了地區發展不平衡、行業發展不平衡、體制內企業與體制外企業發展不平衡等諸多政策預期之外的問題。而且，隨著這種調整經濟手段的使用期限的延長，政策工具的效果和力度出現明顯的效用遞減狀況。經濟結構調整需要新的手段和政策著力點，在當前經濟情況下，應該鼓勵市場競爭，通過市場機制形成價格，在更多的經濟部門引入價格競爭機制或許是一個更好更有效的政策選項。在金融、電信、鐵路、石油等一些傳統的壟斷性行業，降低民營資本的準入門檻，提高民營資本的參與度，建立國有和民營公平競爭的市場環境，通過市場的法則來決定產業中企業的數量和規模，通過行業內產品市場的競爭來改變企業的投融資行為，可以成為國家推進經濟結構調整的新方式。

當然，企業固定資產投資往往具有一定的周期性，本研究樣本區間為 2006～2011 年，雖然這一期間我國經濟經歷從繁榮階段向衰退轉變的狀況，但夠不上一個完整的經濟周期。因此，本文研究發現的產品市場競爭與企業投資行為的關系可能僅適用于經濟周期的繁榮向蕭條發展的階段，不適用于經濟蕭條和復蘇階段。后續研究可以考慮加入經濟周期變量，考察完整經濟周期中企業產品市場競爭與投資行為之間的關系，為制定相應的企業投融資政策提供更全面的經驗證據的支持。

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