中国银行借款与商业信用融资的治理效应：过度投资视角

唐炳南，刘东皇，樊士德

(1.南京大学 商学院，江苏 南京　210093；2.江苏理工学院 商学院，江苏 常州　213001；3.南京审计大学 经济与贸易学院，江苏 南京　211815)*

一、引　言

2012年以来，我国政府启动“引进民营资本为代表的混合所有制”和“建立股权激励为核心的管理层长期激励”两大核心举措，力图推动新一轮国有企业的深化改革。但由于我国证券市场仍处于新兴转轨时期，混合所有制和股权激励积极作用的发挥难免受到制约。一方面，国有企业长期以来的“一股独大”及其特殊地位，短期内不免会制约中小股东参与公司治理；另一方面，职业经理人市场的不健全和我国股票市场的波动较大，也难免会抑制股权激励的积极作用[1]。与此同时，我国国有企业总体呈现出较高的负债水平，但在政府直接或间接的干预下，财务杠杆的治理作用不可避免地受到抑制，表现为较为明显的“软约束”特征[2-4]。

在发达的市场经济体中，负债因具有到期偿本付息的强制性，经常被作为缓解股东和经理层之间代理冲突的重要工具[5，6]。从这种还本付息的强制性特征出发，国内文献分别从股利政策、经理机会主义行为、政府干预等方面探讨了公司负债对过度投资的治理作用[7-9]。杨华军、胡奕明[10]及张洪辉、王宗军[11]认为，国有上市公司的过度投资是政府将其公共目标(如就业、税收等)内部化到其所控制企业的结果，从而限制了债务对过度投资行为的约束作用。也有文献从银行金融资源竞争的维度解释国有控股公司的过度投资行为。巴曙松等发现，在地方国民生产总值(GDP)指标仍是地方政府政绩最重要的考核指标情况下，地方政府有足够动力通过协助、纵容或默许辖区内企业的“逃、废、债”等行为，间接干预、争夺国有银行的金融资源[12]。故而，无论是政策性负担带来的预算软约束，还是银行的金融资源争夺，其根本还在于地方政府发展经济的内在竞争，这也解释了我国宏观经济持续高速增长的重要观点[13]。

与上述研究不同，也有文献证实了公司负债对过度投资的抑制作用。唐雪松等证实了现金股利和举借债务有助于抑制公司过度投资行为[14]。黄乾富和沈红波发现商业信用和短期借款有助于约束过度投资行为，而长期借款不具有约束作用[9]。然而，该文在实证研究中仅以制造业为观测样本，难以反映其他行业的过度投资。该文还忽略了银行借款和商业信用融资在国有控股公司与民营公司之间、在市场化程度不同的地区之间是否存在差异，以及这种差异如何影响公司过度投资行为。因而，为客观、深入地探讨负债对公司过度投资的治理作用，有必要做进一步深入研究。

基于上述既有研究，本文利用我国沪深A股主板市场2007-2015年的观测样本，从不同债务来源的视角重新探讨财务杠杆对公司过度投资行为的抑制作用。为便于与国内文献比较，本文借助Richardson提出的方法测算公司过度投资行为[15]。实证结果证实了银行借款的“软约束”特征。结果也表明，与短期借款相比，长期借款对公司过度投资的诱发作用更加突出，国有控股公司和民营公司均如此，从而再次佐证了银行借款的“软约束”特征。结果还表明，商业信用融资有效地制约了公司过度投资行为，且越是市场化程度高的地区，这种制约作用越显著。

二、研究假设

地方政府之间的经济(GDP)增长冲动促使其对经济发展极度渴求，从而激发其对企业干预的强烈动机。在国有企业为政府分解“政策性负担”的同时，政府利用权威为国有企业提供担保、补助，弱化了财务杠杆治理效果[16]。在政府的“庇护”下，银行借款也难以对国有企业的过度投资形成有效的抑制作用，甚至反而诱发其过度投资行为。至于民营企业，罗党论和刘晓龙发现，民营企业采取政治策略能有效帮助其进入政府管制行业，进而显著提高企业绩效[17]。因而，借助与政府部门建立的政治联系，民营企业在一定程度上获得了“类国有企业”的待遇。这种政治联系有助于享有政治关系的企业获得更多的银行贷款和更长的贷款期限。同时，政府也将政策性负担“摊派”给民营企业。因而，民营上市公司也同样可能存在因政府干预所带来的“软约束”问题。据此，本文提出假设1。

H1：银行借款对公司过度投资行为并不存在显著的抑制作用，甚至表现为正向的诱发作用。

事实上，缩短负债期限有助于制造短期负债的流动性压力和再融资困境，从而有效减少公司过度投资。在实践中，长期借款较短期借款有更长的还款周期，对公司约束作用和再融资压力也更弱，从而对公司过度投资具有更大的诱发作用。故而，为检验长期借款与短期借款对公司过度投资诱发作用的差异，本文提出假设2。

H2：长期借款对公司过度投资行为的诱发作用要大于短期借款。

商业信用的研究分为两类，即：或从微观层面主要研究商业信用产生的动机及其使用的决定因素，或从宏观层面主要研究商业信用的使用对货币政策的影响及其对实体经济和金融系统稳定性的影响。在微观经济领域，提供商业信用的公司对相关融资公司的经营状况等信息的掌握更为有效。杨勇等[17]从CEO强制性更换入手，证实了商业信用融资提升上市公司治理水平的积极作用，而银行贷款却没有发挥相应的作用，甚至有负面作用[18]。这表明，出于保护自身利益的需要，提供商业信用融资的债权公司更有动力关注其债务公司的投资行为，进而在客观上可能抑制债务公司的过度投资行为。基于此，本文提出假设3。

H3：商业信用融资比率越高，越有助于抑制公司过度投资。

张维迎认为，法律制度的运行离不开信誉基础，在一个普遍不讲信誉的社会里，法律能起的作用非常有限[19]。实践证明一方面，越是发达的市场经济，越离不开强大的商业信用支撑；另一方面，强大的商业信用制度有助于商业信用融资规模扩大，促使债权公司对债务公司投资行为的监督并抑制过度投资行为。《中国市场化指数(2011年)》显示，中西部地区平均市场化程度为6.4，而东部地区为9.79。这表明商业信用融资对过度投资的抑制作用很大程度上受到市场化程度的影响。东部地区较中西部地区的市场化程度更高、商业信用更发达，进而可能强化商业信用融资对过度投资的抑制作用[20]。为检验该推断，本文提出假设4。

H4：与中西部地区相比，东部地区上市公司的商业信用融资对公司过度投资具有更大的抑制作用。

三、研究设计

(一)变量选择

1. 过度投资。借鉴Richardson的测算方式[15]，本文将公司总投资分为两个部分：维持公司运营的投资支出和新的投资支出。其中，维持运营的投资支出主要是指固定资产折旧和摊销，这是维持机器、设备及其他经营型资产正常运转所必须的投资支出。新的投资支出是指投资于净现值大于零的新项目上的支出，包括合理预期投资部分和不合理非预期投资部分。如果公司不合理非预期投资部分大于零，则将其投资行为界定为过度投资。这种测算方法已在国内相关实证研究中广为应用[9，17]。

2. 银行借款与商业信用融资。借鉴既有研究文献，本文引入银行为公司提供的应息债务比率、短期负债比率、长期负债比率，以及公司之间的商业信用融资比率作为试验(解释)变量。其中，短期负债比率为短期借款、一年未到期的长期负债之和与总资产的比值，长期负债比率为长期借款与总资产的比值，商业信用融资为应付账款和其他应付款之和与总资产的比值。

3. 控制变量。由于拥有较多自由现金流量而托宾Q值又较低的公司，更为可能从事那些不利于股东的投资活动。为此，本文引入自由现金流量指标以控制其对公司过度投资的影响，即：自由现金流量=经营现金流量-维持性投资-预期新投资。另外本文还借鉴黄乾富和沈红波控制了相关解释变量[9]，引入公司规模、第一大股东持股比例、董事会规模、独立董事占比、资产收益率、托宾Q值、超额回报率等指标作为控制变量。此外，本文还引入公司所在地区、所属行业及归属年度等，来控制其它相关因素的影响。

上述变量名称及计算方法可参见表1。

表1　变量名称及定义

(二)计量模型

1. 过度投资与债务来源。依据Richardson测算过度投资的方法将不可避免地剔除残差小于零的观测样本，并由此产生数据截断问题，即被解释变量(过度投资)概率分布就变成由一个离散点与一个连续分布所组成的混合分布。在这种情况下，如果使用最小二乘法估计，无论使用的是全部样本，还是去掉离散点后的子样本，我们都无法得到一致的回归估计[12]。与之相比，Tobit模型适用于在正值上大致连续分布但包含一部分以正概率取值为零的被解释变量。因此，本文选用Tobit模型来检验过度投资与公司负债之间的关系，如式(1)所示。

(1)

2. 不同期限的债务对公司过度投资治理作用的差异比较。为比较不同期限的银行借款对过度投资的治理效应如何，本文首先将总体银行借款(Tlev)细分为短期银行借款(Slev)和长期银行借款(Llev)，如式(2)所示。

(2)

由于短期借款与长期借款的回归系数估计并不能直接加以比较，故而本文通过等式变换构造系数比较模型，用以检验不同债务期限的银行借款对公司过度投资的治理效应是否存在差异。记σ0=σ2-σ1，则σ2=σ1+σ0，并将其带入式(2)，经整理得到式(3)。

(3)

鉴于混合截面线性回归模型难以控制不可观测因素的影响，本文还通过构造面板Tobit模型，用以克服部分仅随个体或仅随时间变化的不可观测变量影响，具体如式(4)所示。

(4)

(三)数据来源及样本筛选

考虑到股权分置改革在2007年已经基本完成，以及新会计准则也从2007年1月1日在上市公司中开始实施，本文选取2007-2015年我国沪深主板A股市场国有控股公司为观测样本，用以检验假设H1-H4。除公司实际控制人类型来源于色诺芬(CCER)数据库外，其他所有样本信息均来自Wind金融资讯数据库。为获得更加符合实际的、准确的面板数据，本文首先排除了主营业务发生重大变更的、期间不连续的观测样本。在此基础上，借鉴已有文献按如下方式进行样本筛选：获得2007-2015沪深A股主板上市公司观测样本，依次剔除隶属金融和保险业(证监会行业分类)的样本，剔除当年被ST和*ST的样本，剔除净资产为负及其他相关数据不全的样本。经过以上筛选程序，获得2007-2015年沪深主板A股市场上市公司4651个观测样本。

四、实证结果

(一)统计分析

2007-2015年间， 在4651个主板A股市场上市公司的观测样本中，仅40%存在过度投资行为(1867个)，而60%的样本因残差不大于0而过度投资额取0，由此证实了样本截断的存在。8%的样本既不存在短期借款也不存在长期借款②，88%的样本(4113个)存在银行短期借款，78%的样本(3239个)存在长期借款，而全部样本均存在数额不等的商业信用融资。在选定的4651个观测样本中，属于国有控股的观测样本有3107个，占67%，其余33%为民营控股；隶属东部地区的有2730个，占59%；其余41%隶属中西部地区。在这些观测样本中，观测期达到6年的有4056个，占88%，即平衡面板数据包括了2007-2012六年间我国沪深主板A股市场676家上市公司的连续观察数据。根据我国证监会行业分类标准，这些样本公司分布在21个行业。

(二)回归结果分析

1. 债务来源、债务期限与过度投资。利用所选样本，本文对模型1-2及其相应的面板数据模型进行回归估计，其结果汇总至表3。表3第1列为变量名称，第2-10列为计量模型1和2的回归结果，标注为Ⅰ-Ⅷ。其中，Ⅰ、Ⅱ、Ⅲ分别是利用全部、国有控股公司和民营公司的观测样本对Tobit模型进行估计的结果，Ⅳ、Ⅴ和Ⅵ为依次利用上述观测样本对面板Tobit模型进行估计的结果；Ⅶ和Ⅷ分别是利用国有控股公司和民营公司的观测样本对面板Tobit模型进行估计的结果，用以检验不同期限的债务对公司过度投资的影响。需要特别说明的是，为便于理解解释变量的系数估计，本文直接汇报了Tobit模型中的平均边际效应(Marginal Effect，系数估计)③，下同。

回归结果Ⅰ显示，银行借款比率(Tlev)的回归系数估计为0.025，且在1%的水平上显著。在其它解释变量不变的情况下，对于银行负债率为中等水平的公司而言，来自银行借款的负债比率每增加1单位，其过度投资将随之扩大0.025单位。这表明，由于预算软约束的存在，银行借款助长了公司过度投资行为，从而证实了假设H1。为检验银行借款的诱发作用同时存在于国有控股公司和民营上市公司，我们分别利用其观测样本进行回归估计，得到回归结果Ⅱ和Ⅲ。Ⅱ和Ⅲ中，银行借款比率的回归系数估计分别为0.028和0.018，且均在1%的水平上显著。由此可知，无论是国有控股公司，还是民营上市公司，其银行借款均助长了公司过度投资，依然支持假设H1。为进一步检验该结论的稳健性，我们对面板数据模型进行回归估计，得到回归结果Ⅳ、Ⅳ和Ⅵ。故而，即便克服了仅随个体或仅随时间变化的不可观测因素，银行借款仍然对其公司过度投资具有助长作用，再次证实假设H1。

表2　过度投资与银行借款的回归结果

注：括号内为稳健性的标准差，***表示1%水平上显著，**表示5%水平上显著，*表示10%水平上显著，Obs为样本容量，下同。

2. 商业信用融资、地区差异与过度投资。为检验商业信用融资对过度投资的治理作用，本文利用观测样本分别对模型1和2进行估计，其主要回归结果参见表4。该表第1列为变量名称，其余各列对应相应的回归结果。其中，第1列为主要解释变量，分别对应基于全部样本的解释变量回归系数估计，Ⅰ、Ⅱ分别对应基于全部样本对模型1及其对应面板Tobit模型进行估计的结果，Ⅲ、Ⅳ则分别对应基于中西部地区和东部地区的观测样本对面板Tobit模型进行估计的结果；Ⅴ和Ⅵ分别基于中西部地区国有控股公司和民营公司观测样本对面板Tobit模型进行估计的结果，Ⅶ和Ⅷ则分别对应东部地区不同性质观测样本相应的估计结果。

表3　过度投资与商业信用融资的回归结果

表3中结果Ⅰ显示，商业信用融资(Blev)的回归系数估计为-0.009，且在1%的水平上显著。表明商业信用融资对公司过度投资具有抑制作用，发挥出杠杆治理的“硬约束”作用。即便是克服了仅随个体或时间变化的不可观测因素，商业信用融资对公司过度投资仍然具有“硬约束”作用，由此证实假设H3，具体参见回归结果Ⅱ。为检验商业信用融资“硬约束”作用的地区差异，我们分别利用中西部地区和东部地区的观测样本进行回归估计，得到回归结果Ⅲ和Ⅳ。回归结果Ⅲ显示，商业信用融资的回归系数估计为-0.006，却在10%的水平上不显著。这表明，对于中西部地区的上市公司而言，商业信用融资未能有效抑制公司过度投资行为。回归结果Ⅳ显示，商业信用融资的回归系数估计为-0.010，且在1%的水平显著。由此可知，对于东部地区的上市公司而言，商业信用融资的确能够抑制公司过度投资，发挥债务融资的杠杆治理作用。因而，随着归属地区的不同，公司商业信用融资对其过度投资抑制作用也大为不同，且东部地区上市公司商业信用融资对过度投资的抑制作用要强于中西部地区，从而证实假设H4。

为进一步检验商业信用融资在不同类型公司中的作用，我们分别利用中西部地区和东部地区的观测样本，并按照公司实际控制人类型进行分类、估计，得到回归结果Ⅴ～Ⅷ。针对中西部地区国有控股公司观测样本的回归结果Ⅴ显示，商业信用融资的回归系数估计为-0.002，且在10%的水平上不显著。而利用民营公司观测样本的回归结果Ⅵ显示，商业信用融资的回归系数估计为-0.022，且在10%的水平上显著。这表明，就中西部地区而言，民营公司的商业信用融资能削弱公司过度投资，而国有控股公司却没有类似作用。与之不同，在东部地区，无论是国有控股公司，还是民营公司，其商业信用融资对公司过度投资均具有抑制作用，具体参见回归结果Ⅶ和Ⅷ。因此，东部地区上市公司商业信用融资对过度投资的抑制作用整体来说要大于中西部地区，再次证实假设H4。

五、结论和政策建议

利用我国沪深A股主板市场上市公司2004-2015年的观测样本，本文发现由于地方政府之间的经济(GDP)增长冲动促使其对经济发展极度渴求，激发其对企业干预的强烈动机，并利用权威为国有企业及政治关联企业民营企业提供担保、补助，弱化了财务杠杆治理效果。同时长期借款和短期借款均对企业过度投资行为具有诱发作用，佐证了银行借款的“软约束”特征。而出于保护自身利益的需要，提供商业信用融资的债权公司更有动力关注其债务公司的投资行为，进而在客观上可能抑制债务公司的过度投资行为。因而，随着市场化程度的逐步提升，商业信用对公司过度投资行为的抑制作用显著增强。

基于以上的研究结论，结合当前国企改革的大背景，本文提出以下的政策建议：一是要明确国有企业的市场主体地位，而不仅仅是将其视为政府职能在经济领域的延伸，同时政府应当减少对民营企业的干预，这样一般的公司治理机制(包括债务治理、经理人市场等)才有可能起到相应的作用。二是要以加快影子银行、民营银行、互联网金融等体系为代表的其它金融机构的发展速度，与一般的国有银行相比，这些金融机构的市场化程度更高，其参与融资对象的内部治理的意愿、治理的能力都更强，这些机构在日常经营中也能够相对较少地受到地方政府地干预，因此有望起到比同样存在“所有者缺位”现象的国有银行更好的治理作用。最后，通过前文治理效果的时间和地区性差异比较，还可以看出，债务或者是商业信用的治理作用还依赖于外部商业环境的优劣，这就要求我国加快建立更好的法律和相关制度，只有在这样良好的外部宏观环境下，微观的公司治理机制才有望更充分地发挥作用，有力地促进企业包括企业的健康发展并保护好外部投资者的利益。

注释：

①为获得更加符合实际的、准确的面板数据，本文排除了主营业务发生重大变更的、期间不连续的观测样本，即文中所采用数据的观察期是连续的，剔除了即使有多年数据但中间有中断的情况，以避免“借壳上市”等情况。并且，已将观测样本较少的行业进行适当合并、调整。

②在经典的公司金融理论中，公司负债一般指所承担的银行借款等应息债务，而应付与预收账款等无息债务则被认为是商业信用融资行为。Wind金融资讯数据库显示，部分观测样本银行借款为0，这仅意味着没有承担应息债务，但并不排除无息债务即商业信用融资的行为的存在。当然，这类观测样本仅占总体样本的8%，并不反映整体观测样本的统计特征。

③Tobit模型中的平均边际效应(Marginal Effect)衡量的是条件均值，即系数估计值表示的是当解释变量处于样本均值水平时，其变化一单位对因变量所带来的影响。

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