公司债务融资与过度投资行为的关系

王璐+余丽霞

内容摘要：本文以委托代理理论为依据，以中国地方金融改革试金石的山东省上市公司为样本，实证考察了上市公司的过度投资行为以及债务融资与投资过度关系的相关制约机制，并得出相关结论。

关键词：过度投资 债务融资 抑制 相机治理

文献回顾与研究假设

我国上市公司尤其是主板上市公司，多是由原国有企业改制而来。国家通过委托经理人来管理公司，国有大股东的“缺位”导致了在上市公司中“内部人控制”现象的出现（陈湘永等，2000）。作为“内部人”的经理人由于缺乏有效的约束机制，往往在企业拥有较多自由现金流时，出于机会主义会产生建造“企业帝国”的目的，导致过度投资的产生（唐雪松等，2007）。在对我国创业板上市公司上市后的分析中，马娜和钟田丽（2013）发现过度投资普遍存在。基于此，本文提出H1：

H1：我国上市公司中存在着的过度投资行为。

债务不仅是融资工具，更是治理机制。债务的定期还本付息硬约束减少了经理人对自由现金流的任意支配额，降低了股东与经理人之间的代理成本，从而约束经理人的过度投资（Jensen，1986）。本质上讲，债务契约可以缓解股东-经理人的代理冲突，使股东-经理人-债权人的利益趋于一致，共同为实现公司效益最大化而共同努力，过度投资得到了缓解（黎来芳等，2013）。因此，本文提出H2：

H2 ：债务有约束企业过度投资的作用，即负债与投资过度存在着显著地负相关。

不同期限的负债对过度投资行为的作用效果是不同的。负债期限短，还款付息频率较高，企业必须保证一定的自由现金流来应对随时可能到期的债务契约压力，迫使股东和经理人交出准备进行无效投资的自由现金流，有效控制上市公司中过度投资的倾向（Myers and Majluf，1984）。Parrino和Weisbach（1999）研究发现短期债务的负债代理成本很低，而长期债务的代理成本较高。针对我国特殊的制度背景，李世辉和雷新途（2008）发现我国企业短期债务抑制显性代理成本而长期债务则抑制隐形代理成本。在我国短期债务期限短，会产生再融资约束困境，而长期债务占总债务的比重较低，且大多是银行借款，由于我国破产机制不健全，其约束效果较差，因此短期债务比长期债务更约束过度投资（黄乾富、沈红波，2009）。基于以上理论，本文提出H3：

H3：上市公司的短期债务比长期债务更能约束公司的过度投资行为。

债务的来源不同，所代表的债权人利益也不同，其对公司投资行为的影响程度也不一样。学者从商业信用具有的融资约束和银行的预算软约束角度分析了两者对投资行为的研究。我国上市公司大都是国有企业改制而来，其与银行具有同源性的特性，普遍受到政府的行政干预，使得其银行借款并不能有效发挥其约束作用（黄乾富等，2009）。童盼和陆正飞（2005）发现商业信用相比银行借款更能抑制投资支出，因为商业银行的再融资约束要高于银行的预算软约束。黄 和黄妮（2012）发现在我国房地产行业上市公司中银行借款不能抑制过度投资的行为，而商业信用能有效抑制其过度投资行为。基于此，本文提出假设H4：

H4：相比银行借款，上市公司中商业信用对公司过度投资行为抑制更有效。

研究设计

（一）样本选择与数据来源

本文选取山东省沪、深两市A股上市公司2007-2012年数据作为样本，为了保证样本数据的有效性，消除异常样本对研究结论的影响，剔除金融类、财务数据不全、经过ST或*ST处理的样本，最终得到558个观测样本。数据来源于国泰安数据库（CSMAR）等，并采用EVIEWS7.2等软件对数据进行处理。

（二）模型的构建与变量的选取

1.非效率投资模型的确定。企业的非效率投资的衡量我们参考Richardson（2006）模型，通过估算企业正常的资本投资水平，以回归模型所得残差来区别投资过度和投资不足。据此，建立非效率投资模型：

INEW，t=β0+β1TQt-1+β2Levt-1+β3Cash t-1+β4 Aget-1+β5 Sizet-1+β6 Rett-1+β7 INEW， t-1

+ε （1）

其中，INEW表示为公司资本投资水平，本文以固定资产、无形资产以及在长期投资的变化值除以总资产；TQt-1表示投资机会，以市场价值和账面价值比值衡量；Levt-1

表示年初资产负债率，即滞后一期的资产负债率，比当期的资产负债率对投资决策更有解释力；Cash t-1表示年初货币资金同总资产的比率，用来衡量企业现金库存的指标；Aget-1代表截至t-1年末的上市公司上市年限；Sizet-1表示年初上市公司的规模；Rett-1表示年初股票年度回报率；INEW，t-1表示滞后一期的资本投资量；ε表示误差项，如果ε>0，表示在该年度上市公司存在投资过度行为；如果ε<0，表示该年度上市公司存在投资不足行为。

2.债务融资对过度投资行为影响分析模型。本文以模型（1）中正残差来区别过度投资和投资不足。对于不同期限的债务的量化指标我们参考了王显夫（2009）、周雪峰和兰艳泽（2011）的模型后，以Lev、LD、SD分别表示总负债比率、长期负债比率和短期负债比率。黄 和黄妮（2012）、童盼和陆正飞（2005）分别以BD和CD作为商业信用和银行借款的代理变量，我们借鉴以前学者的研究经验，同样选取这两变量作为分析不同债务来源的解释变量。影响过度投资行为的动机有很多，为了保证研究结果的科学性，我们在模型中引入自由现金流（CF）、投资机会（TQ）等因素，通过控制这些变量更好的得出研究结果。基于此，我们建立以下几个回归模型来检验负债总额、不同负债期限以及不同债务来源与过度投资行为关系。

OIt=a0+a1 Levt-1+a2 CFt-1+a3 TQt-1+ε （2）endprint

OIt=b0+b1 LDt-1+b2 SDt-1+b3 CFt-1+b4 TQt-1

+ε （3）

OIt = c0 +c1 BDt-1+c2 CDt-1+c3 CFt-1+c4 TQt-1

+ε （4）

其中，OIt表示过度投资的过度额，即模型（1）所得正残差；CFt-1表示企业的现金流量规模，用经营活动产生的现金流净额除以总资产进行衡量；LDt-1表示长期债务比率，等于长期负债/总资产；SDt-1表示短期债务比率，等于短期负债/总资产；BDt-1表示银行借款比率，等于（短期借款+长期借款）/总资产；CDt-1表示商业信用比率，等于（应付账款+应付票据+预收账款）/总资产。

实证结果与分析

（一）非效率投资的度量结果与分析

表1列示了模型（1）的回归结果，可以发现资产负债率、现金存量、企业规模都与投资规模显著相关，这与Richardson（2006）得到的结果一致。为了度量上市公司过度投资行为的程度，我们以模型（1）回归残差进行分析，残差大于0的即为投资过度，残差小于0，即为投资不足。结果发现381个观测值存在着过度投资，240个观测值存在投资不足，从观测值数量来看，过度投资的观测值数量达到了总数的61.35%，这说明我国上市公司中存在着严重的投资过度行为，进而验证了假设1。

（二）债务与投资过度行为关系的回归分析

1.过度投资样本变量的描述性统计。从表2的描述性回归分析可以发现：过度投资的上市公司的资产负债率（Lev）均值为45.59%，这与我国普遍存在的负债融资偏低现象相一致；长期负债率（LD）均值为6.73%，短期负债率（SD）均值37.87%，短期负债远远多于长期负债，也反映公司更容易借的短期借款。长期负债率的标准差0.0951，短期负债0.1917，表明不同上市公司的短期负债水平比长期负债水平差异性更大；银行借款（BD）的均值0.2076，商业信用（CD）的均值0.1529，在上市公司中比重都很大。

2.过度投资样本的回归结果分析。表3显示，模型（2）中债务水平与过度投资相关系数为-0.121，并且在1%水平上显著负相关，负债对投资过度行为有明显的抑制效应。随着负债的增加，负债的“硬约束”治理作用逐渐显现，可以抑制过度投资行为，从而支持假设2。

模型（3）是探究不同期限的负债对投资的治理效用，长期负债与投资过度在5%显著水平上呈正向关系，长期负债的增加容易导致企业投资过度行为的产生。而短期负债与投资过度的回归系数是-0.098，并在1%水平上显著负相关，短期负债对过度投资现象有抑制作用。这也导致债权人更倾向于借贷给企业短期负债，造成企业短期负债比重远远高于长期借款比重。假设3得到印证。

模型（4）中银行借款与投资过度呈负相关，银行借款的增加可以抑制过度投资行为，但两者关系不显著。而商业信用与投资过度在10%水平上显著负相关，相关系数|c1|<|c2|，说明商业信用比银行借款更能显著抑制企业过度投资，假设4得到验证。

结论

作为中国金融业改革的试金石、市场化进程较快的山东省也并不能有效约束过度投资行为，其他省份情况会更加严重。因此，上市公司须进一步深化股份制改革，减少政府的行政干预，完善法律法规，促使债务融资更好的发挥抑制不正当投资行为，切实可行的发挥应有的监督职能。同时，有必要建立商业信用体系和偿债保护机制，解决企业的信用担保、信用评级以及支付清算等重要问题，建立相关制度保证企业债权人双方的利益不受侵犯，切实发挥企业负债的约束机制。

参考文献：

1.陈湘永，张剑文，张伟文.我国上市公司“内部人控制”研究[J].管理世界，2000

2.唐雪松，周晓苏，马如静.上市公司过度投资行为及其制约机制的实证研究[J].会计研究，2007（7）

3.马娜，钟田丽.创业板上市公司负债融资与投资相互关系研究[A].第十八届中国财务学年会论文集[C]，2012

4.黎来芳，叶宇航，孙健.市场竞争、负债融资与过度投资[J].中国软科学，2013（11）

5.李世辉，雷新途.两类代理成本、债务治理及其可观测绩效的研究—来自我国中小上市公司的经验数据[J].会计研究，2008（2）

6.黄乾富，沈红波.债务来源、债务期限结构与现金流的过度投资[J].金融研究，2009（9）

7.童盼，陆正飞.负债融资、负债来源与企业投资行为—来自中国上市公司的经验证据[J].经济研究，2005（5）

8.黄 ，黄妮.过度投资、债务结构与治理效应—来自中国房地产上市公司的经验证据[J].会计研究，2012（9）endprint

OIt=b0+b1 LDt-1+b2 SDt-1+b3 CFt-1+b4 TQt-1

+ε （3）

OIt = c0 +c1 BDt-1+c2 CDt-1+c3 CFt-1+c4 TQt-1

+ε （4）

其中，OIt表示过度投资的过度额，即模型（1）所得正残差；CFt-1表示企业的现金流量规模，用经营活动产生的现金流净额除以总资产进行衡量；LDt-1表示长期债务比率，等于长期负债/总资产；SDt-1表示短期债务比率，等于短期负债/总资产；BDt-1表示银行借款比率，等于（短期借款+长期借款）/总资产；CDt-1表示商业信用比率，等于（应付账款+应付票据+预收账款）/总资产。

实证结果与分析

（一）非效率投资的度量结果与分析

表1列示了模型（1）的回归结果，可以发现资产负债率、现金存量、企业规模都与投资规模显著相关，这与Richardson（2006）得到的结果一致。为了度量上市公司过度投资行为的程度，我们以模型（1）回归残差进行分析，残差大于0的即为投资过度，残差小于0，即为投资不足。结果发现381个观测值存在着过度投资，240个观测值存在投资不足，从观测值数量来看，过度投资的观测值数量达到了总数的61.35%，这说明我国上市公司中存在着严重的投资过度行为，进而验证了假设1。

（二）债务与投资过度行为关系的回归分析

1.过度投资样本变量的描述性统计。从表2的描述性回归分析可以发现：过度投资的上市公司的资产负债率（Lev）均值为45.59%，这与我国普遍存在的负债融资偏低现象相一致；长期负债率（LD）均值为6.73%，短期负债率（SD）均值37.87%，短期负债远远多于长期负债，也反映公司更容易借的短期借款。长期负债率的标准差0.0951，短期负债0.1917，表明不同上市公司的短期负债水平比长期负债水平差异性更大；银行借款（BD）的均值0.2076，商业信用（CD）的均值0.1529，在上市公司中比重都很大。

2.过度投资样本的回归结果分析。表3显示，模型（2）中债务水平与过度投资相关系数为-0.121，并且在1%水平上显著负相关，负债对投资过度行为有明显的抑制效应。随着负债的增加，负债的“硬约束”治理作用逐渐显现，可以抑制过度投资行为，从而支持假设2。

模型（3）是探究不同期限的负债对投资的治理效用，长期负债与投资过度在5%显著水平上呈正向关系，长期负债的增加容易导致企业投资过度行为的产生。而短期负债与投资过度的回归系数是-0.098，并在1%水平上显著负相关，短期负债对过度投资现象有抑制作用。这也导致债权人更倾向于借贷给企业短期负债，造成企业短期负债比重远远高于长期借款比重。假设3得到印证。

模型（4）中银行借款与投资过度呈负相关，银行借款的增加可以抑制过度投资行为，但两者关系不显著。而商业信用与投资过度在10%水平上显著负相关，相关系数|c1|<|c2|，说明商业信用比银行借款更能显著抑制企业过度投资，假设4得到验证。

结论

作为中国金融业改革的试金石、市场化进程较快的山东省也并不能有效约束过度投资行为，其他省份情况会更加严重。因此，上市公司须进一步深化股份制改革，减少政府的行政干预，完善法律法规，促使债务融资更好的发挥抑制不正当投资行为，切实可行的发挥应有的监督职能。同时，有必要建立商业信用体系和偿债保护机制，解决企业的信用担保、信用评级以及支付清算等重要问题，建立相关制度保证企业债权人双方的利益不受侵犯，切实发挥企业负债的约束机制。

参考文献：

1.陈湘永，张剑文，张伟文.我国上市公司“内部人控制”研究[J].管理世界，2000

2.唐雪松，周晓苏，马如静.上市公司过度投资行为及其制约机制的实证研究[J].会计研究，2007（7）

3.马娜，钟田丽.创业板上市公司负债融资与投资相互关系研究[A].第十八届中国财务学年会论文集[C]，2012

4.黎来芳，叶宇航，孙健.市场竞争、负债融资与过度投资[J].中国软科学，2013（11）

5.李世辉，雷新途.两类代理成本、债务治理及其可观测绩效的研究—来自我国中小上市公司的经验数据[J].会计研究，2008（2）

6.黄乾富，沈红波.债务来源、债务期限结构与现金流的过度投资[J].金融研究，2009（9）

7.童盼，陆正飞.负债融资、负债来源与企业投资行为—来自中国上市公司的经验证据[J].经济研究，2005（5）

8.黄 ，黄妮.过度投资、债务结构与治理效应—来自中国房地产上市公司的经验证据[J].会计研究，2012（9）endprint

OIt=b0+b1 LDt-1+b2 SDt-1+b3 CFt-1+b4 TQt-1

+ε （3）

OIt = c0 +c1 BDt-1+c2 CDt-1+c3 CFt-1+c4 TQt-1

+ε （4）

其中，OIt表示过度投资的过度额，即模型（1）所得正残差；CFt-1表示企业的现金流量规模，用经营活动产生的现金流净额除以总资产进行衡量；LDt-1表示长期债务比率，等于长期负债/总资产；SDt-1表示短期债务比率，等于短期负债/总资产；BDt-1表示银行借款比率，等于（短期借款+长期借款）/总资产；CDt-1表示商业信用比率，等于（应付账款+应付票据+预收账款）/总资产。

实证结果与分析

（一）非效率投资的度量结果与分析

表1列示了模型（1）的回归结果，可以发现资产负债率、现金存量、企业规模都与投资规模显著相关，这与Richardson（2006）得到的结果一致。为了度量上市公司过度投资行为的程度，我们以模型（1）回归残差进行分析，残差大于0的即为投资过度，残差小于0，即为投资不足。结果发现381个观测值存在着过度投资，240个观测值存在投资不足，从观测值数量来看，过度投资的观测值数量达到了总数的61.35%，这说明我国上市公司中存在着严重的投资过度行为，进而验证了假设1。

（二）债务与投资过度行为关系的回归分析

1.过度投资样本变量的描述性统计。从表2的描述性回归分析可以发现：过度投资的上市公司的资产负债率（Lev）均值为45.59%，这与我国普遍存在的负债融资偏低现象相一致；长期负债率（LD）均值为6.73%，短期负债率（SD）均值37.87%，短期负债远远多于长期负债，也反映公司更容易借的短期借款。长期负债率的标准差0.0951，短期负债0.1917，表明不同上市公司的短期负债水平比长期负债水平差异性更大；银行借款（BD）的均值0.2076，商业信用（CD）的均值0.1529，在上市公司中比重都很大。

2.过度投资样本的回归结果分析。表3显示，模型（2）中债务水平与过度投资相关系数为-0.121，并且在1%水平上显著负相关，负债对投资过度行为有明显的抑制效应。随着负债的增加，负债的“硬约束”治理作用逐渐显现，可以抑制过度投资行为，从而支持假设2。

模型（3）是探究不同期限的负债对投资的治理效用，长期负债与投资过度在5%显著水平上呈正向关系，长期负债的增加容易导致企业投资过度行为的产生。而短期负债与投资过度的回归系数是-0.098，并在1%水平上显著负相关，短期负债对过度投资现象有抑制作用。这也导致债权人更倾向于借贷给企业短期负债，造成企业短期负债比重远远高于长期借款比重。假设3得到印证。

模型（4）中银行借款与投资过度呈负相关，银行借款的增加可以抑制过度投资行为，但两者关系不显著。而商业信用与投资过度在10%水平上显著负相关，相关系数|c1|<|c2|，说明商业信用比银行借款更能显著抑制企业过度投资，假设4得到验证。

结论

作为中国金融业改革的试金石、市场化进程较快的山东省也并不能有效约束过度投资行为，其他省份情况会更加严重。因此，上市公司须进一步深化股份制改革，减少政府的行政干预，完善法律法规，促使债务融资更好的发挥抑制不正当投资行为，切实可行的发挥应有的监督职能。同时，有必要建立商业信用体系和偿债保护机制，解决企业的信用担保、信用评级以及支付清算等重要问题，建立相关制度保证企业债权人双方的利益不受侵犯，切实发挥企业负债的约束机制。

参考文献：

1.陈湘永，张剑文，张伟文.我国上市公司“内部人控制”研究[J].管理世界，2000

2.唐雪松，周晓苏，马如静.上市公司过度投资行为及其制约机制的实证研究[J].会计研究，2007（7）

3.马娜，钟田丽.创业板上市公司负债融资与投资相互关系研究[A].第十八届中国财务学年会论文集[C]，2012

4.黎来芳，叶宇航，孙健.市场竞争、负债融资与过度投资[J].中国软科学，2013（11）

5.李世辉，雷新途.两类代理成本、债务治理及其可观测绩效的研究—来自我国中小上市公司的经验数据[J].会计研究，2008（2）

6.黄乾富，沈红波.债务来源、债务期限结构与现金流的过度投资[J].金融研究，2009（9）

7.童盼，陆正飞.负债融资、负债来源与企业投资行为—来自中国上市公司的经验证据[J].经济研究，2005（5）

8.黄 ，黄妮.过度投资、债务结构与治理效应—来自中国房地产上市公司的经验证据[J].会计研究，2012（9）endprint