6.3.1 樣本選擇與描述性統計分析
本章的實證研究以第4章估計得到的1097個負殘差觀測值為初始樣本，在此基礎上，將殘差絕對值10分位以下的觀測值予以剔除，這是因為這一部分觀測值更可能受到投資模型中計量誤差的影響（即錯誤地歸為投資不足觀測值）。最終樣本為由988個公司—年度觀測值組成的非平衡麵板。除投資不足變量外，其餘變量均取投資不足觀測值的滯後一期數據。全部財務數據和股票交易高頻數據均來源於深圳市國泰安信息技術有限公司提供的股票市場研究數據庫（CSMAR），為保證數據的準確性，還將其與Wind金融數據庫、色諾芬CCER數據庫提供的相關數據進行核對。經核對後，對一些依然懷疑可能存在錯誤的數據再手工查閱相關公司的年報進行確認。所有缺失數據均通過手工查閱年報補齊。所有數據處理和統計分析工作均在Excel 2003和Stata9.0軟件中進行。
為考察競爭、信息不對稱和投資不足的數據分布及時序變化，並分年度列示了均值。投資不足變量（UI）在各年間的變化不大，為年初固定資產淨值的14%左右。從盈餘管理的程度看，除2000年稍高一些外，其餘各年的操控性應計利潤均保持在年初總資產的4.7%左右。從自願披露指數VDI的描述性統計量可知，按滿分100分計算，上市公司平均僅得13.1分，最高分也僅37.4分，表明中國上市公司的自願披露整體水平很低，這與範德玲等（2004）的發現是一致的。從時序變化來看，除2003年與2001年持平外，其餘各年的平均自願披露水平均較上一年有所提高。兩個市場微觀結構變量（SPD和PINID）的描述性統計量顯示，相對買賣價差平均為0.8%，知情交易概率平均為14.2%，與李朋和劉善存（2006）計算的滬市45家上市公司1年的PINID結果較為接近。相對買賣價差和知情交易概率隨著時間的推移均有上升趨勢，這可能與中國機構投資者在這一期間大幅增長有關。盡管上市公司自願披露水平越來越高，盈餘管理程度各年差異不大，但由於市場微觀結構反映出的不同投資者之間信息不對稱越來越嚴重，最終導致ASY自2002～2005年間逐年上升，表明信息不對稱程度也越來越大。2001年偏高的ASY可能與2000年年報有著最高的盈餘管理程度和最低的自願披露水平有關。
提供的信息不對稱各影響因素變量的皮爾森相關係數來看，第一大股東持股比例Top1與流通股比例Tradeshare相關係數為-0.59，CEOshare與Bod_inc相關係數為0.51，流通股市值Trdvalue與企業規模size相關係數為0.61，ROA與上年是否虧損Loss變量相關係數為-0.62.因此，以避免多重共線性對參數估計的影響，在回歸時將這些高度相關的變量二取一或者分別置入不同的模型中。
6.3.2 估計結果與分析
為檢驗本章前述假設，首先僅以產品市場競爭作為實驗變量，與其他控製變量一起進入模型（6-1）以檢驗產品市場競爭是否與投資不足存在相關關係，然後再以由模型（6-1）和模型（6-2）組成的聯立方程組對以下假設路徑逐條進行檢驗：（1）競爭→盈餘管理→投資不足；（2）競爭→自願披露→投資不足；（3）競爭→信息不對稱→投資不足。最後運用中介效應檢驗程序檢驗各信息不對稱變量是否在競爭與投資不足之間起著中介作用。
1.“產品市場競爭→投資不足”路徑假設的檢驗結果與分析
競爭變量PMC的係數為-0.058，在1%的水平顯著，即競爭與投資不足顯著負相關。這一結果表明，產品市場競爭可以有效地緩解中國上市公司的投資不足問題。這可能是多因素綜合作用的結果：（1）競爭的租金降低效應減少了企業的內部資金，加劇了其投資不足；（2）股東為避免企業因投資不足造成投資機會被“掠奪”而向企業提供投資所需資金，從而減輕了企業的投資不足；（3）競爭的信息激勵效應改善了企業的信息不對稱，降低了外部籌資成本，從而緩解了其投資不足。由於中國上市公司內源融資比例非常低，因而競爭對企業投資不足的影響更主要是通過第（2）和（3）個媒介進行。
從影響投資不足的其他因素來看，除經營現金流變量CF不顯著以外，其餘都在統計上顯著。公司上一年的現金持有量與投資不足顯著負相關，表明企業更願意使用“自有資金”（financial slack）進行投資，以減少向外部融資所帶來的額外監控（Myers＆Majluf，1984），因而較多的現金持有量可以減少企業的投資不足。杠杆（Lev）與投資不足顯著負相關表明，上市公司在資金不足時，主要通過向銀行借款等債權融資方式緩解融資約束，因此，在中國，債務對投資的影響主要體現為融資功能，而不是治理功能。股利支付率（Dvr）與投資不足顯著負相關的原因可能並非如FHP（1988）所說高股利支付率代表低信息不對稱程度，因為本書認為中國上市公司的股利支付率水平並不能代表其信息不對稱程度。導致這一負相關更可能的原因是：2001年以後證監會將上市公司現金分紅記錄與再融資資格掛鉤，這一政策使得一些擬再融資的公司采取以少量現金分紅換取再融資資格的對策，通過再融資獲得的資金緩解了企業的投資不足。企業規模（Size）變量與投資不足顯著負相關，表明大企業有更多的可抵押資產，更好的聲譽，因而更容易獲得投資所需的資金。政府幹預指數（Gov_index越大，政府幹預程度越低）與投資不足負相關，這可能是因為：越是經濟不發達的地區，地方政府麵臨的就業壓力就越大，因此越有可能要求所轄上市公司超額雇員。超額雇員的工資占用了本可用於投資的資金，使得企業的投資不足更加嚴重。
附屬於企業集團的上市公司的投資不足程度顯著大於獨立上市公司，這一發現與預期相反。究其原因可能是：中國上市公司大多由原來國有企業通過剝離方式改造而來，這些上市公司通常與被剝離後的原國有企業共同組成企業集團，由於能帶來盈利的優質資產被剝離，原國有企業的生存就非常困難，因而更多地占用上市公司資源（鄧建平等，2007），從而導致這些附屬於企業集團的上市公司的投資不足更為嚴重。上年績效越好，表明公司投資機會越多，而在可獲得資金金額相同的情況下，投資機會越多的公司投資不足程度就越大，因此ROA與投資不足顯著正相關。從各變量對於投資不足的緩解作用程度大小來看，債務融資的貢獻最大。
2.“產品市場競爭→盈餘管理→投資不足”路徑假設的檢驗結果與分析
以盈餘管理程度為被解釋變量的模型估計結果均顯示，PMC的係數顯著為負，這表明，麵臨的競爭越激烈，企業的盈餘管理程度越小。這一發現與預期相反。為探究其中的原因，以帶符號的操控性應計（DA）為因變量重新做了一次回歸。結果顯示，PMC與DA也顯著負相關，即：麵臨的競爭程度越激烈，企業越不可能進行正向盈餘管理，但越有可能隱藏利潤。這一結果與蔡洪濱等（2006）的研究發現是一致的，他們對此的解釋是：企業希望通過隱藏利潤，降低稅負，增加留存收益進行投資來強化自己在市場上的競爭優勢；競爭越激烈，企業的這一動機就越強。還分別以正DA和負DA的絕對值為因變量進行回歸，結果發現，PMC與正DA和負DA的絕對值均顯著負相關。因此，推斷有兩個可能的原因導致了這一結果：一是在競爭行業中，有較高利潤的公司傾向於隱藏利潤，而那些利潤低或者虧損有可能被ST或退市，以及那些處於再融資要求的ROE邊界的公司則更有可能進行正向的盈餘管理，同一行業內兩種方向相反的盈餘管理的最終結果是競爭行業中的盈餘管理程度更小；二是競爭行業內的企業同質程度較高，投資者可以將企業發布的盈餘信息與同行業其他企業的盈餘信息進行比較，這就縮小了企業可進行盈餘管理的空間，從而使得他們無法像壟斷行業那樣進行大手筆的盈餘管理。
盈餘管理是否會加劇企業的投資不足呢？中模型2和模型3的結果顯示，盈餘管理變量（EM）與投資不足顯著正相關，如預期那樣，避虧的微利公司和避免ST的虧損公司由於正向盈餘管理掩蓋了其真實的虧損或資金不足狀況，從而未能引起主要股東的足夠重視和相應的資金支持，從而導致了更加嚴重的投資不足。如前所述，樣本公司中僅有6.14%的公司通過配股或增發緩解了其投資不足，其餘為再融資進行盈餘管理的公司投資不足狀況則非但沒有得到改善，反而因盈餘管理惡化了企業的信息不對稱而加劇了其投資不足。