股价泡沫真的会影响公司资本投资吗？——基于股权融资机制和迎合机制的实证检验

(厦门大学管理学院，福建 厦门 361005)

引言

我国股票市场自成立以来，经历了七轮暴涨暴跌。流通性强、股票价格波动巨大、投资者过度反应已成为我国股票市场的主要特征。由此也使得上市公司的股价存在较大的非理性部分，股票市场在投机性泡沫持续存在的背景下运行。而股票市场运行与公司经营存在着联动关系，公司管理层会根据股价采取一定的策略，那么，二级市场上的股价泡沫是否会影响上市公司诸如资本投资之类的物质性生产经营活动呢？国内外学者对此进行了研究。Chirinko和Schaller(1996，2001)[7][8]分别使用美国股市与日本股市(主要的大型上市公司数据加总)的加总时序数据检验了两个市场的泡沫度以及泡沫是否通过股权融资机制影响了公司固定资本投资。Gichrist，Himmerberg和Huberman(2005)[10]从公司微观层面上，采用脉冲响应函数研究证明了异质信念下的股市泡沫通过股权融资机制对公司固定资本投资具有正向影响。Polk和Sapienza(2009)[16]从行为财务的角度出发，用迎合理论解释了短期视野的管理层会迎合短期投资者的股价泡沫需求，会在股价高涨时增加投资。

从国外现有研究看，大多并不是直接研究泡沫与投资的关系，而是从误定价角度入手，研究股价中非基本面对投资的影响，也有文献从投资动机角度考虑，如Asker等(2013)[2]研究发现股票市场不利于投资者激励，这在快速增长的企业中表现尤为明显。只有Gilchrist，Himmelberg和Huberman(2005)[10]直接采用分析师预期方差作为泡沫的直接代理变量研究了泡沫对上市公司投资的影响。同时在对二者间的作用机制的研究中，均是单研究某一种机制，没有将二者综合起来研究。

国内对股价和公司投资也有相关研究，如李捷瑜和王美今(2006)[20]发现在流通股比例大的样本中，投机泡沫对真实投资有显著的正影响，在流通股比例小的样本中，投机泡沫与真实投资没有显著相关性，但未指出作用机制，同时以换手率作为投资泡沫指标显得比较粗糙。刘端和陈收(2006a)[22]认为，股价对公司的长期投资具有显著正的影响，而且股权依赖性越大，公司的长期投资对市场估价水平的敏感性越强。刘端和陈收(2006b)[23]发现，管理者短视程度越大，公司投资对以市值账面比表示的误定价指标越敏感，而且公司的长期投资对非均衡估价所表示的误定价指标有更大的敏感性。但作者的实证模型是在FHP模型基础上直接以市值账面比作为误定价指标取代托宾q，未经提出基本面因素直接作为误定价指标。黄伟彬(2008)[19]研究表明，对中国A股上市公司而言，股权融资机制在非理性股价对投资的作用中起着比较小的作用，迎合机制起着主要作用。但并没有构造直接的泡沫代理变量，未对这两种机制背后的不同理论基础加以区分。张景奇(2013)[24]研究了我国A股市场滚动投资的股市泡沫，研究发现股市泡沫会随着滚动投资年限的增加而变小。

我国己有的研究，虽然取得了一定成果，但是研究整体显得比较粗糙，上述几篇有关中国股市对上市公司投资行为影响的研究文献具有一定的开创性。总的来说，上述研究不仅在实证模型设定上存在上述问题，而且主要还是集中于对现象的检验，以及对现象背后的潜在原因缺乏更为深入的研究分析。

本文在结合迎合机制和股权融资机制两种原理，将所有企业划分为融资约束企业和非融资约束企业，从股市泡沫角度研究公司投资问题。具体解决两个问题：(1)上市公司资本投资是否对股市泡沫做出反应；(2)股权融资机制和迎合机制在我国A股上市公司中是否还发挥作用？

研究设计

一、研究假设

在股价被高估存在泡沫时，无论是股权融资机制还是迎合机制都表明公司将增加投资，即是说，无论融资是否受限，公司将增加投资，即泡沫与公司投资存在正关系。李捷瑜、王美今(2006)[20]，刘端和陈收(2006)[22]，黄伟彬(2008)[19]都证实了此观点。

H1：无论是融资约束企业还是非融资约束企业，资本投资对股价泡沫存在正敏感性。

对于非融资约束企业，由于拥有大量内部资金和借债能力，面对投资机会，股权融资并非唯一选择。当非理性投资者对公司未来过于乐观，股价含有泡沫时，管理层可能以个人利益最大化为主而牺牲公司长远价值，投资于净现值为负的项目，迎合非理性投资者的短期需求，从而形成过度投资的代理问题。Polk和Sapienza(2009)[16]的模型中，通过对股权再融资进行控制后证明了此观点。黄伟彬(2008)[19]在对中国上市公司非理性股价与公司投资间的关系检验中，也证实了此观点，认为非理性股价与上市公司固定资本投资间存在正向关系，主要是由管理层迎合市场非理性投资者所致，而股权融资机制在中国上市公司资本投资决策中几乎不起作用。因此，本文针对非融资受限企业提出如下假设：

H2：非融资约束企业，投资-泡沫敏感性主要由迎合机制引起。

Stein(1996)[17]指出股价被高估时，公司会择机进行股权融资，但理性的管理层不会允许其影响到企业投资决策。Baker等(2003)[3]在Stein(1996)[17]的基础上认为公司是有融资约束的，所以股价泡沫会通过这种股权融资的市场择机对公司投资产生影响。由此，针对融资约束组，非理性投资者的乐观预期使得股价包含泡沫影响了企业发行股票的时机，股价高涨时，企业股权再融资，资金约束被放松而扩大投资。所以针对融资约束组的企业，股价泡沫对投资的正向影响是间接的，股权再融资在二者作用关系中具有中介效应。因此，本文提出如下假设：

H3：融资约束企业，投资-泡沫敏感性主要由股权融资机制引起。

二、样本选择

本文的研究以2004～2014年为数据窗口，选择公布年度财务报告的沪深A股上市公司为研究样本，运用面板数据分析上市公司的投资行为。本文研究中采用的股利支付率数据来自Wind数据库，其他财务数据库均来自CSMAR数据库，且采用年末数据。

为保证研究数据的有效性，消除异常样本对研究结论的可能影响，本文对样本数据进行如下处理：

1.剔除次新股和同时发行B股和H股的上市公司，选取2004年1月1日以前上市的仅发行A股的公司。

2.剔除被ST或PT处理的公司，这些公司存在财务异常和比较严重的流动性约束。

3.剔除金融行业的上市公司，金融业上市公司资本性支出特点与其他行业上市公司存在较大差异。

4.剔除负债率超过100%的上市公司，销售增长率超过100%的公司，剔除净利润率过1和低于-1的上市公司，剔除Tobin's q大于10或小于0，以及现金流绝对值大于4的公司。

5.对异常值进行1%以下和99%以上的缩尾处理。

三、基本实证模型

早期对市场价值和企业投资之间关系的实证研究，如Hayashi(1982)[12]以及Abel和Blanchard(1986)[1]，采用的方法是直接检验值q和企业投资之间的相关关系，即直接对以下方程式用时间序列数据进行回归：

其中，qt表示t时期的托宾q值(即市场价值)；Kt表示t时期企业的资本存量；I表示从t时期至t+1期的企业投资。

Barro(1990)[4]直接检验了股价对投资的影响，其基本回归方程式如下：

其中DIt、Stockt-1、Dproft-1和Dqt-1分别为国内投资增长率、实际股价增长率、企业税后利润对GNP比值的一阶差分以及q值的增长率。

Blanchard，Rhee和Summers(1993)[5]、Chirinko和Schaller(2001)[7]等的研究方法则是在对基本面因素进行控制后检验企业投资对Tobin's q的敏感程度，其回归方程式可表示为：

其中，πt是用来作为t时期企业基本面代理变量的利润率，其他变量的含义与上一方程式同。此外，FHP(1988)[9]模型引入了现金流量，如下：

其中，It为当期企业投资；Kt-1为期初资本存量；CFt当期现金流量，Qt-1为期初的托宾q值；FHP引入托宾q值是为了控制潜在投资机会对企业投资需求的影响，他们的研究方法具有一定的参考意义。

根据Panageas(2005)[15]异质信念下的资产定价模型，均衡时的市场价值由两部分组成，基本价值和内生的投机泡沫，其中内生的投机泡沫是意见分歧度的函数。

其中，Iit为投资支出，Kit-1为期初资本存量，为企业的基本价值，也是基本投资机会，为投机泡沫，CFit为现金流量，DFit为公司当期债务融资，反应公司的外部融资情况，ηi和γt分别为不可观测的公司个体效应和时间效应，μit为随机干扰项。

为了保证检验结果的稳健性，本文选择了文献中广泛使用的三种指标进行分组：公司规模、国有股比例和股利支付率。按照相应指标值大小将样本分为两组，大规模、高国有股比例和高股利支付率组为非融资约束组，小规模、低国有股比例和低股利支付率组为融资约束组。继而针对两个子样本组分别估计模型(6)，以验证假设1。

四、基于经营效率的迎合机制检验模型

迎合机制的提出围绕代理问题展开，在代理问题越严重的公司，管理层与股东利益分歧越大，管理层的迎合动机越强。由此，良好的公司治理环境将减弱管理层投资决策时对泡沫的迎合动机。对于经营效率，本文对企业的存货周转率、应收账款周转率、流动资产周转率、总资产周转率取加权平均。与泡沫构成交叉项，共同反应为了上市公司投资泡沫敏感性是否由迎合机制产生。由此，针对假设2，本文构建如下检验模型：

其中，DEit为反映公司经营效率的变量，其经营效率指数为MEIit，采用资产利用率来衡量。

模型(7)的基本思想可简述如下：若投资—泡沫敏感性主要由迎合机制引起，那么随着经营效率的提高(代理成本降低)，管理层的迎合投资行为将受到抑制，从而使投资—泡沫敏感性下降，即β3的符号应当显著为负。若投资—泡沫敏感性主要由股权融资机制所致，那么即使内部经营效率提高，投资—泡沫敏感性也并不会有明显变化。因为单个公司经营效率的提高并不能改变整个资本市场的结构性缺陷。但外部融资数量的增加却能缓解融资约束并进而增加投资支出。因此，对于这类公司而言，预期β3不显著。

五、股权融资的中介效应检验模型

针对假设3，本文通过检验股权融资对投资和泡沫间的中介效应予以验证。在模型(6)的基础上，增加实证模型(8)和(9)，采用依次检验法以验证股权融资的中介效应。

其中，EIit为股权融资比。根据中介效应的依次检验法，该联立模型的主要思想在于：如果模型(6)的检验结果β1显著，进而检验模型(8)。如果λ1显著，则继续检验方程(9)。若ρ5显著，则说明股权再融资的中介效应显著，继续观察ρ2。若ρ2显著，则表示股权再融资为不完全中介效应；若ρ2不显著，则表示为完全中介效应，投资与股价泡沫之间的关系完全通过股权融资实现。

六、变量选取

1.投资

本文对投资采用Baker等(2003)[3]和刘端等(2007)[23]的计算方法，将投资划分为有三个类别：(1)长期性物质生产资本投资；(2)本文所指的固定资本投资，即在(1)的基础上再加上R&D投资；(3)在(2)的基础上再加上期间费用支出。又依据Bond和Cummins(2000)[6]以及Polk和Sapienza(2009)[16]的思想，他们认为无形资产在当今社会发展中发挥着重要作用。因此，本文的投资用购建固定资产、无形资产和其他长期资产所支付的现金对上一期固定资产净额之比来衡量。

2.泡沫和基本价值

本文研究将股价中的非基本面部分分离出来作为泡沫的代理变量。本文在构建泡沫指标时，将市场信息和会计报表信息结合起来，采用分解托宾q的方式将企业价值分解为基本面价值和非基本面价值两部分。基于Panagenes(2005)[15]的思想，根据Panageas(2005)[15]异质信念下的资产定价模型，均衡时的市场价值由两部分组成，基本价值和内生的投机泡沫，其中内生的投机泡沫是投资者异质信念的函数。当市场上投资者预期存在偏差时，托宾q是含有泡沫的，本文可以通过分解q，得到泡沫部分q。本文对托宾q的分解在借鉴Goyal和Yamada(2004)[11]方法的基础上将杜邦分析的三个基本指标引入回归方程，用净利润率，总资产周转率、权益乘数以及成长性指标收入增长率去回归q，以回归方程的残差项作为泡沫的代理变量，具体做法如下：

其中，MEIit为i公司第t期的销售收入净利润率，TOAit为i公司第t期的总资产周转率，LEVit为i公司第t期负债率，GRit为i公司第t期营业收入增长率。qit和分别表示i公司第t期的实际q值和拟合q值。

3.现金流

本文采用文献中广泛采用的经营活动产生的现金流量净额作为现金流的代理变量。具体为经营活动产生的现金流量净额对期初固定资产净额之比。

4.债务融资比

本文的债务融资比为当期取得借款收到的现金与期初固定资产之比。

5.股权融资比

本文的股权融资比为当期增发和配股实际募集资金总额与期初固定资产之比。

6.融资约束分组指标

为了保证检验结果的稳健性，本文采用总资产规模，国有股比例和股利支付率三个指标将样本上市企业分为融资约束组和非融资约束组。将大规模，高国有股比例和高股利支付率公司划分为非融资约束组，将小规模、低国有股比例和低股利支付率公司作为融资约束组。

公司规模是研究公司投资问题文献中使用最为广泛的分组指标。首先，小规模公司多为民营企业和高科技企业，由于上市时间较短，外界对这些公司的经营和信誉记录非常有限，从而增加了公司与银行和投资者之间的信息不对称程度。其次，这类公司的无形资产比重通常较高，而相对于资产总额，其贷款抵押品价值却较低，从而进一步增大了信息不对称程度。最后，我国特殊的制度背景导致银行在放贷政策上对小规模公司有着明显的歧视性，表现为优先满足国有大中型企业的贷款需求。采用国有股比例的思想与采用大规模的思想是一致的。辛清泉、林斌(2006)[25]在对预算软约束问题的研究中，指出追求经济增长或其他政策目标的政府首先有动机通过促成国有商业银行对企业的贷款支持，提供资金需求以干预国有企业做出过度投资决策，因此，高国有股比例企业因为与政府目标联系紧密，受政府支持作用，融资约束程度比低国有股比例企业更低。采用股利支付率来区分公司面临的融资约束程度最早由Fazzari等(1988)[9]引入，基本思想在于股利支付是公司在完成其他利润分配项目后的一个机动调整项目，其调整成本要低于资本存量的调整成本。因此，在外部融资成本明显高于内部融资成本的情况下，对于一个有良好投资机会的公司来说，支付大量的股息是不符合价值最大化原则的。在针对中国上市公司的研究中，冯巍(1999)[18]、连玉君等(2008)[21]也采用了这一指标。各变量定义及计算见表1，

表1 代理变量计算说明

实际结果与分析

一、全变量的基本统计量分析

1.描述性统计分析

该样本涉及22599个年和公司的观测值，删除异常样本后，共有18171个样本，其文中涉及到的相关变量的描述性统计结果见表2。为了考察不同公司泡沫、投资及基本面指标的区别，表3列示了样本间主要变量的均值t及方差F检验。从表2可以看出，变量的均值和中值分别为-0.254和-0.530，说明上市公司股价在样本期间平均是被低估的。融资约束组和非融资约束组的这一变量存在显著差别，除股利支付组中的股权融资比率的t值和F值不显著外，其他指标的t值和F值均表现出在1%水平上的显著性。具体表现在：大规模、高国有股比例企业股价泡沫水平的绝对值显著低于小规模和低国有股比例公司的股价泡沫水平绝对值，其中大规模企业的股价泡沫出现低估现象，而小规模企业的股价泡沫被高估，且大规模企业的投资支出比例小于规模企业的投资支出比例，但是现金流水平高于小规模企业，债务融资比例也高于小规模企业，说明大规模的企业更容易从银行取得贷款，而小规模企业的股权融资比例高于大规模企业，说明小规模企业更倾向于股权融资，从可以看出，大规模企业的基本面比小规模企业基本面更好。高国有比例的企业投资比例、现金流水平、债务融资比例、股权融资比例均优于低国有比例企业。

表2 代理变量的基本统计量

在股利支付组，低股利支付的企业股价泡沫水平的绝对值显著低于高股利泡沫水平绝对值。低股利支付的企业投资水平和现金流水平均优于高股利支付的企业；低股利支付的企业债务融资比例高于高股利支付的企业，而股权融资比例出现相反的结果，说明低股利支付的企业更倾向于进行债务融资，而高股利支付的企业更倾向于进行股权融资。

2.融资约束组与非融资约束组主要变量的均值T检验和方差F检验

表3 独立样本主要变量均值t、方差F检验

3.主要变量相关性分析

表4列示了实证模型中主要变量的相关性分析结果。从相关性系数看，股价泡沫和投资显著正相关，和股权融资比例也表现出显著正相关。另外，EIit/Kit-1和DFit/Kit-1相关系数为0.512，相关系数-0.675，其他各变量间相关系数均较小，表明主要变量间不存在多重共线性。

二、假设1实证检验与分析

本文首先对假设1进行检验。假设1指出无论是融资约束公司还是非融资约束公司投资与股价泡沫间均存在正的敏感性。本文分别在全样本，以规模、国有股比例和股利支付率划分的融资约束组和非融资约束组下对模型(6)进行回归。根据模型(6)，假设1中的系数应该显著为正。表5表明全样本下系数为0.0437(t=12.98)表明泡沫对投资存在1%水平上具有显著正影响。本文进一步对规模、国有股比例、股利支付比例按照中位数均划分了两组，系数均表现了在1%水平上正向显著。因此，表5的实证结果验证了假设1，即融资约束公司还是非融资约束公司投资与股价泡沫间均存在正的敏感性。

表4 主要变量相关性分析

本文分别对按照规模、国有股比例、股利支付比例划分的两组进行了组间系数差异比较，采用的方法是自体抽样法(Bootstrap)，以往检验组间系数的真实差异通常采用时间序列中参数的变化，甚至有时候假设不存在异方差及其他条件限制，如Chow检验要求扰动方程在两组中是一样的，标准的Wald检验则要求误差项具有独立性，而Bootstrap方法利用可重复抽样方法构建出经验p值，用p值来估计当两组系数相等时的系数估计值差异的可能性。通过组间系数差异比较发现，按照规模、国有股比例、股利支付比例划分的两组实验性p值均为0.0000，说明组间系数存在真实差异，即大规模、低国有股比例和低股利支付率比例的投资-泡沫敏感性更强。

表5 投资-泡沫敏感性检验结果

表5中的控制变量均表现出了在1%水平上的正向显著。以现金流比率为例，无论全样本还是分组样本其系数均为正向显著，且大规模高国有股比例和低股利支付的企业均明显表现出较高的现金流比率，该结果和Kaplan和Zingales(1997)[14]的结果不同，Kaplan和Zingales(1997)[14]认为不同融资约束的公司投资对现金流的敏感性不存在显著差别。

三、假设2实证检验与分析

1.经营效率指数MEI的估算结果

本文的经营效率指数采用资产利润率表示，公式为：净利润/[(期初总资产+期末总资产)/2]，该比率越高，表明企业的资产利用效益越好，整个企业盈利能力越强，经营管理水平越高。

2.迎合机制检验

该部分本文对假设2进行实证检验，即非融资约束组的公司投资与泡沫敏感性是由迎合机制引起的。根据表6给出了针对全样本及非融资约束组的投资泡沫敏感性的动因检验结果，经营效率虚拟变量与股价泡沫交乘项DEit*qbit-1的系数均显著为负，与预期一致支持迎合机制，假设2得到了验证。无论是全样本或是分组检验下，结果均表现经营效率低的公司股价泡沫敏感系数显著大于经营效率高的公司股价泡沫敏感系数。说明经营效率的提高缺失对投资泡沫的敏感度有显著降低作用，代理问题是导致这类公司表现出投资-股价泡沫敏感性的主要原因。

表6 迎合机制动因检验结果

为了检验股权再融资因素对非融资约束组公司投资泡沫敏感性的影响，本文在模型(7)中加入股权再融资与股价泡沫的交互项进行进一步分析。如果股权再融资对这类公司的投资泡沫敏感性没有影响，即股权融资机制在这类公司中不起作用，的系数应该不显著，的系数应该依然显著为负。表6的3、5、7、9列示了对这一扩展模型的回归结果。

四、假设3实证检验与分析

1.股权再融资-股价泡沫敏感性检验

前面理论分析表明融资约束企业在股价高涨时会发生发行新股的市场择机行为，即泡沫-投资的作用机理为泡沫-股权再融资-投资这样的作用机制。而假设1的实证结果表明全样本、融资约束组和非融资约束组样本均表现出了投资对泡沫的正向显著性，且大规模组、低国有股样本和低股利支付率样本的投资泡沫敏感性更强。

却表明融资约束组的投资对泡沫并不存在显著的敏感性，这一结果是否是由上述机制的某一环节断链所致？即对于融资约束企业本文对模型(8)进行回归以检验这一推测。表7列示了全样本及融资约束组股权再融资-股价泡沫敏感性的检验结果。无论是全样本还是各融资约束组，qb的系数非常小且均没有表现出显著性，观察qf的系数同样较小且不显著，而且从调整的R2看，拟合优度相对较低。这表明对于中国的A股上市公司股权再融资不存在明显的市场择机。股价高涨时，中国A股上市公司没有明显的择机偏好，股价泡沫对上市公司的股权再融资行为几乎没有影响。据此可以解释本文假设1得出的结论，即融资约束组公司的投资对泡沫不具有敏感性。

表7 股权再融资泡沫敏感性检验结果

2.低股利支付组投资-泡沫敏感性动因检验

根据假设1的实证结果，融资约束组，除了低股利组外，小规模和低国有股比例的公司均没有表现出显著的投资-泡沫敏感性。那么针对低股利组导致投资-泡沫敏感性的动因是什么？本文在此针对低股利组对模型(7)和模型(9)及其扩展进行回归以发现原因。表8列示了各模型的检验结果。观察DE×qb的系数均负向显著，这表明对低股利支付企业，代理问题对企业的投资-泡沫敏感性会造成影响，而EI×qb的系数无论模型中是否有经营效率虚拟变量与股价泡沫的交互项均在5%的水平上均表现出正向显著性，由此可以证明泡沫下的股权再融资加强了低股利支付公司的投资泡沫敏感性。相对股权再融资低的低股利支付企业，股权再融资高的低股利支付企业的投资泡沫敏感性在5%的水平上显著增加了0.0241(t=8.906)，观察DE×EI×qb的系数在5%的水平上显著，系数为0.0158(t=5.629)相对于0.0241有稍微的下降，这表明对于低股利支付企业，经营效率的改善降低了股权再融资对投资-泡沫敏感性作用。因此对于低股利支付企业，外部融资的增加能够有效缓减融资约束而增加投资。

表8 低股利支付组投资-泡沫敏感性动因检验结果

3.股权再融资样本中融资约束组投资-泡沫敏感性及动因检验

表9在全样本的分析基础上，将全样本按照规模、国有股比例和股利支付率进行分组，以考察融资约束组投资-泡沫敏感性以及股权融资机制，再次对假设1和假设3进行检验。分析结果见表9。

由表9可知，全样本、小规模、低国有股和低股利支付率样本在模型(6)、(8)和(9)下系数均在1%水平上显著为正。且在模型(9)中，小规模、低国有股和低股利支付中EIit/Kit-1系数均在1%水平上显著为正，说明股权再融资效应显著。再观察模型(9)中的系数可知，小规模组、低国有股组和低股利支付率组的系数在1%水平上显著为负，说明股权再融资具有不完全中介效应。根据表9中因变量为EIit/Kit-1的数据得，其解释变量的系数均在1%水平上正向显著，说明发生股权再融资的小规模、低国有股比例和低股利支付率企业存在股权再融资的市场择机行为，是因为股权再融资放松了融资约束，增加了投资，从而表现出显著的投资-泡沫敏感性。

表9 股权再融资样本中融资约束组的投资-泡沫敏感性及动因检验结果

稳健性检验

本文做如下稳健性检验：(1)基于融资约束分组指标。本文采用了规模、国有股比例和股利支付率三个指标作为划分融资约束与非融资约束的标准，就是为了保证结果的稳健性，因此针对融资约束的划分标准本文在此不做专门的稳健性检验。(2)基于不同的投资定义。本文以期末固定资产净值的变化来衡量投资支出；不影响本文的实证结果。(3)基于不同的泡沫指标。采用分解市销率(P/S)的方法代替分解托宾q，获得泡沫的代理变量，不影响本文的实证结果。(4)对经营效率指数采用随机前沿分析法进行计算，解释变量采用托宾值，影响变量采用规模、现金流比例、债务融资比例和股权融资比例。

结论

本文的研究表明无论企业是否存在融资约束，投资支出率均对泡沫形成正向敏感性，该结果不仅在全样本下得到检验，在按照规模、国有股比例、股利支付率分组后，结果仍然成立，验证了假设1。非融资约束组下，投资支出率对投资支出率的敏感性主要由迎合机制引起，融资约束组下，投资支出率对投资支出率的敏感性主要由股权机制引起，验证了假设2。

本文的研究具有较强的实践意义，它意味着面对泡沫，大规模、高国有股比例和高股利支付率的公司应该加强公司治理，提高经营效率，防止管理层对短期股价上涨做出反应而损害企业长期价值。本文结论同时反映出实务界和学术界都非常关注的两个问题：一方面，治理机制的缺陷诱使部分公司进行了大量低效率的过度投资；另一方面，资本市场固有的缺陷致使另一些公司无法获得足够的资金以满足自身的投资需求。这在很大程度上增加了宏观调控的难度。因此，如何在加强上市公司内部治理机制的同时逐步发展和完善资本市场是促使上市公司有效投资和保持宏观经济稳定运行的关键所在。