市場化進程、商業信用與企業過度投資行為

夏鈺鴻

摘要：本文以我國的市場化進程和產權制度為背景，以2006-2012年上市公司為樣本，實證檢驗了商業信用對企業過度投資行為的影響。結果發現：商業信用能抑制過度投資，且較之于國有企業，非國有企業更突出；較之于市場化程度較低的地區，在市場化程度較高地區的企業其商業信用更能抑制過度投資，且在非國有企業中表現更突出。

關鍵詞：市場化進程 產權制度 商業信用 過度投資

一、引言

隨著財務理論引入了委托代理、信息經濟學等理論，企業融資行為與投資行為的關系越來越密切。融資可分為股權融資、負債融資和內源融資等。而負債融資因其資本成本低、籌資速度快、手續相對方便等優點而備受青睞，成為重要的融資方式。在負債融資不同來源之中，商業信用是企業經營活動形成的負債，本質上是雙方企業之間的一種契約安排。從財務的角度，商業信用相當于賣方給予買方一個短期融資。其特點是期限較短、交易金額較小且分散、信用期內無償使用。

商業信用對企業投資行為的影響機制，與一般負債融資一樣，主要是通過影響企業中的代理問題來實現，對企業投資具有正、負效應的“兩面性”。一方面，商業信用引起股東與債權人之間的利益沖突，導致投資不足（Myers，1977）與資產替代（Jensen & Meckling，1976）的非效率投資行為。另一方面，商業信用對股東與經理人（Jensen，1986）、大股東與中小股東的代理沖突引起的過度投資行為具有相機治理作用。尤其在股權集中的情況下，企業大股東與中小股東之間的沖突問題為主要的代理沖突（Shleifer & Vishny，1997），債權人具有優先受償權并且能夠實施監督行為，對控股股東的私利進行約束，抑制其“掘隧道策略（Tunneling）”（LLSV，2000），從而減少其過度投資行為。

商業信用對投資效率的影響是一種微觀機制，受公司治理影響的同時，還會受到外部治理機制的影響。市場化進程是影響企業不可規避的外生變量。近年來，以微觀視角研究市場化進程對企業的影響已取得了不少的成果，但以商業信用與投資效率的關系的視角，關于市場化進程對上述關系的間接影響機制的研究卻較為缺乏。

基于上述分析，本文通過量化投資效率，直接分析商業信用對過度投資的治理作用；并在此基礎上，結合我國的市場化進程和產權制度做進一步討論。

二、理論分析與研究假設

商業信用在緩解企業融資壓力的基礎上具有“硬約束”以及企業信息較為對稱使得其對過度投資能發揮治理作用。一方面，從債權人角度，商業信用具有“硬約束”。與銀行提供的貸款不同的是，供應商受到預算軟約束影響更弱，具有更強的盈利性目標。一般情況下，作為上下游企業關系的雙方是建立在真實合約的關系下，具有特定的交易背景。提供商業信用前，債權人不僅對還款有約定，還會對拖欠款項采取相應的催討措施，對企業的現金流量管理有較高的要求，與此同時，由于商業信用期限短、金額分散，更導致債權人對投資風險的規避；提供商業信用后，根據商業信用融資比較優勢理論，商業信用的提供者能夠更容易更經濟地獲得企業信息，能夠更好地控制企業。此外，對機會主義的企業來說，挪用存貨比挪用銀行貸款更難（Burkart等，2004），相較于銀行控制貸款的使用，供應商監控存貨的使用顯得更容易。另一方面，從債務人角度看，商業信用花費時間較短，如果企業經常蓄意拖延付款、無力償付貨款或延期交貨，就會對企業信用和形象產生不良的影響，這對今后商業信用的使用和企業長遠發展很不利。我國特有的產權制度在商業信用發揮治理作用效果方面存在差異。作為債務人的國企具有政府的隱形擔保，使得債權人治理動機不足，加上國企高管的雙重身份特征以及所面臨的晉升激勵機制，國企高管具有內在的過度投資傾向，這弱化了商業信用在國企中的治理作用。基于以上分析，得出如下假設：

假設1：商業信用與過度投資負相關。較之于國有企業，非國有企業更突出。

商業信用對投資效率的影響是一種微觀機制，其作用除受企業內部因素影響，不可避免地也會受外部治理環境的影響。市場化進程作為重要的外部環境指標，與市場對資源的分配效率、市場導向下的產品市場、要素市場的發展以及市場中介組織的發育、法律制度環境密切相關，是企業發展不可規避的外生變量。市場化進程能改善金融市場中債權人與債務人之間的信息不對稱，減少公司融資的交易成本，這也為商業信用發揮相機治理作用提供了契機（Rajan & Zingales，1996）。我國市場化進程整體不斷推進的同時，存在著地區間的不平衡。市場化發展較低的地區，企業公司治理整體水平不高，金融市場和中介組織較為落后，法治化水平也較差，這使得信息不對稱程度更嚴重、保障機制更弱、交易和監督成本更高，這不利于商業信用對過度投資行為進行有效治理；而市場化程度較高的地區，企業公司治理整體水平更高，金融市場和中介組織更發達，法治化水平更高，這使得信息較為對稱、保障機制較為健全、交易和監督成本較低，在這樣的外部治理環境下，更有利于商業信用對企業的過度投資行為進行有效治理。此外，我國產權制度也造成了市場化進程對企業的影響，較之于國有企業，非國有企業受政府影響較小，受市場環境因素影響更大。基于以上分析，得出如下假設：

假設2：較之于市場化程度較低的地區，在市場化程度較高地區的企業商業信用更能抑制企業的過度投資行為。且較之于國有企業，非國有企業更突出。

三、研究設計與模型構建

（一）樣本選擇與數據來源。本文選擇的樣本為2006-2012年滬深兩市A股主板上市公司，并剔除金融行業、當年為ST、PT以及IPO的公司。為避免異常值對實證結果的影響，本文對主要的連續變量在1%和99%水平上進行了Winsorize處理，公司數據均來自CSMAR數據庫，市場化進程數據則使用樊綱、王小魯編制的《中國市場化指數——各地區市場化相對進程報告》中市場化總指數（樊綱、王小魯，2011）。數據分析采用Stata 11軟件。endprint

（二）主要的變量解釋。

1.被解釋變量。參考Richardson（2006）、辛清泉等（2007）的研究，建立模型（1）。通過回歸，估算出企業正常投資水平，然后用企業實際的資本投資水平與估算的資本投資水平之差（即回歸殘差）代表企業的過度投資程度（殘差>0）和投資不足程度（殘差<0），本文用符號OI表示過度投資，用作模型（2）的被解釋變量。根據實證分析，模型（1）的因變量與自變量之間的相關關系與顯著性水平與現有文獻保持一致。根據實證結果，得到2 583個過度投資的觀察值。

Invt=β0+β1Growtht-1+β2Levt-1+β3Casht-1+β4Aget-1+β5Sizet-1+β6Rett-1+β7Invt-1+∑Year+∑Industry+ε （1）

2.解釋變量。設置商業信用為本文的解釋變量，以應付票據、應付賬款、預收賬款的年度變化值之和除以平均總資產來量化，用符號CD表示。為進一步考察在產權性質背景下的差異，將其與產權啞變量形成交乘項CD×Control，代入模型（2）。

3.控制變量。參考以往相關研究文獻，選擇公司自由現金流量、托賓Q、公司規模、上一年新增投資、年度啞變量和行業啞變量作為模型（2）的控制變量。

（三）模型設計。為驗證假設1和假設2，建立模型（2）。為避免多重共線性對研究結果的影響，本文按市場化總指數的中位數對樣本分為市場化程度高低兩組，分組研究市場化進程對負債融資與過度投資關系的影響機制。

OIt=β0+β1CDt-1+β2CDt-1×Controlt-1+β3Controlt-1+β4Sizet-1+β5Qt-1+β6CFt-1+β7Invt-1+∑Year+∑Industry+ε （2）

四、實證結果與分析

（一）描述性統計。下頁表2顯示，過度投資企業的OI均值為0.08，且與市場化高組相比，市場化低組的過度投資水平更高，說明市場化低組的過度投資更嚴重。且與市場化高組相比，市場化低組的CD均值更大，說明商業信用對市場化程度低的地區的企業更為重要。這可能是由于市場化程度低的地區，金融市場尚不發達，商業信用作為傳統融資方式之一，扮演了重要角色。

（二）相關性分析。下頁表3是主要變量的Pearson和Spearman相關系數矩陣及雙尾檢驗結果。表中顯示，CDt-1與OIt成顯著負相關。表中相關系數值均不大，表明各變量之間不存在嚴重的多種共線性問題。

（三）回歸結果分析。如下頁表4第1-3列所示，全樣本中，CD的系數為-0.0387但不顯著，但CD×Control的系數為-0.0223且在0.05水平上顯著。按產權分組，如第2、3列所示，非國有企業CD系數為-0.0394且顯著，而國有企業CD系數為-0.012但并不顯著。上述說明整體上商業信用能抑制企業的過度投資，且在非國有企業中表現得更為突出。其他控制變量與被解釋變量的關系，與預期并無差異。上述結論基本支持假設1。如下頁表4第4-5列所示，不論市場化高組還是低組，CD的系數均為負但并不顯著，但較之于市場化低組，市場化高組的CD系數更小。這提供了市場化程度較高地區的企業商業信用治理作用更強的微弱證據。考慮產權因素，市場化程度高低兩組的CD×Control的系數均為負且顯著，但市場化高組中CD×Control的系數更小。上述說明在市場化程度較高的地區，非國有企業的商業信用對過度投資的治理作用更強。其他控制變量與被解釋變量的關系，與預期并無差異。上述結論基本支持假設2。

五、研究結論及建議

本文以我國的市場發展和產權制度為背景，以2006-2012年滬深主板上市公司為樣本，實證檢驗了商業信用對企業過度投資行為的影響。結果表明，商業信用能抑制過度投資，且較之于國有企業，非國有企業的作用更突出；進一步對市場化程度分為高低兩組后發現，較之于市場化程度較低的地區，在市場化程度較高的地區的企業商業信用更能抑制過度投資，且在非國有企業中表現更突出。

要改善企業的投資效率，完善公司治理水平，發揮商業信用的治理作用是一個重要內容。一方面，從內部治理角度，需持續提高企業，尤其是國有企業的公司治理水平，完善信息披露制度，發揮商業信用對國有企業的相機治理作用；另一方面，從外部治理角度，需進一步完善商業信用體系，完善償債保障機制，健全企業破產制度，拓展融資渠道、不斷推進我國的市場化進程，消除地區間的不平衡，為商業信用發揮治理作用提供制度保障。S

參考文獻：

1.Myers S.Determinats of Corporate Borrowing[J].Journal of Financial Economics，1977，（5）.147-175.

2.Jensen M. and Meckling W.Theory of the firm：Managerial behavior，Agency costs and capital[J].Journal of Financial Economics，1976，（3）：305-360.

3.Jensen M..Agency Costs of Free Cash Flows Corporate Finance and Takeovers[J].American Economic Review，1986，76（2）：323-329.

4.Aivazian A，Ge Y.Debt Maturity Structure and Firm Investment[J].Financial Management，2005，（34）.107-119.

5.黃乾富，沈紅波.債務來源，債務期限結構與現金流的過度投資——基于中國制造業上市公司的實證證據[J].金融研究，2009，（9）：143-155.

6.童盼，陸正飛.負債融資、負債來源與公司投資行為[J].經濟研究，2005，（5）：75-84.

7.La Porta R，Lopez-de-Silanes F，Shleifer A，Vishny R W.Legal determinants of external finance [J].Journal of Finance，1997，52（3）：1131-1150.

8.孫錚，劉鳳委，李增泉.市場化程度、政府干預與企業債務期限結構[J].經濟研究，2005，5（5）：52-63.

9.樊綱，王小魯，朱恒鵬.中國市場化指數：各地區市場化相對進程2011年報告[M].北京：經濟科學出版社，2011.

10.Richardson S..Over-investment of Free Cash Flow[J].Review of Accounting Studies，2006，（11）：159-189.

11.辛清泉，林斌，王彥超.政府控制、經理薪酬與資本投資[J].經濟研究，2007，（8）：110-122.endprint

（二）主要的變量解釋。

1.被解釋變量。參考Richardson（2006）、辛清泉等（2007）的研究，建立模型（1）。通過回歸，估算出企業正常投資水平，然后用企業實際的資本投資水平與估算的資本投資水平之差（即回歸殘差）代表企業的過度投資程度（殘差>0）和投資不足程度（殘差<0），本文用符號OI表示過度投資，用作模型（2）的被解釋變量。根據實證分析，模型（1）的因變量與自變量之間的相關關系與顯著性水平與現有文獻保持一致。根據實證結果，得到2 583個過度投資的觀察值。

Invt=β0+β1Growtht-1+β2Levt-1+β3Casht-1+β4Aget-1+β5Sizet-1+β6Rett-1+β7Invt-1+∑Year+∑Industry+ε （1）

2.解釋變量。設置商業信用為本文的解釋變量，以應付票據、應付賬款、預收賬款的年度變化值之和除以平均總資產來量化，用符號CD表示。為進一步考察在產權性質背景下的差異，將其與產權啞變量形成交乘項CD×Control，代入模型（2）。

3.控制變量。參考以往相關研究文獻，選擇公司自由現金流量、托賓Q、公司規模、上一年新增投資、年度啞變量和行業啞變量作為模型（2）的控制變量。

（三）模型設計。為驗證假設1和假設2，建立模型（2）。為避免多重共線性對研究結果的影響，本文按市場化總指數的中位數對樣本分為市場化程度高低兩組，分組研究市場化進程對負債融資與過度投資關系的影響機制。

OIt=β0+β1CDt-1+β2CDt-1×Controlt-1+β3Controlt-1+β4Sizet-1+β5Qt-1+β6CFt-1+β7Invt-1+∑Year+∑Industry+ε （2）

四、實證結果與分析

（一）描述性統計。下頁表2顯示，過度投資企業的OI均值為0.08，且與市場化高組相比，市場化低組的過度投資水平更高，說明市場化低組的過度投資更嚴重。且與市場化高組相比，市場化低組的CD均值更大，說明商業信用對市場化程度低的地區的企業更為重要。這可能是由于市場化程度低的地區，金融市場尚不發達，商業信用作為傳統融資方式之一，扮演了重要角色。

（二）相關性分析。下頁表3是主要變量的Pearson和Spearman相關系數矩陣及雙尾檢驗結果。表中顯示，CDt-1與OIt成顯著負相關。表中相關系數值均不大，表明各變量之間不存在嚴重的多種共線性問題。

（三）回歸結果分析。如下頁表4第1-3列所示，全樣本中，CD的系數為-0.0387但不顯著，但CD×Control的系數為-0.0223且在0.05水平上顯著。按產權分組，如第2、3列所示，非國有企業CD系數為-0.0394且顯著，而國有企業CD系數為-0.012但并不顯著。上述說明整體上商業信用能抑制企業的過度投資，且在非國有企業中表現得更為突出。其他控制變量與被解釋變量的關系，與預期并無差異。上述結論基本支持假設1。如下頁表4第4-5列所示，不論市場化高組還是低組，CD的系數均為負但并不顯著，但較之于市場化低組，市場化高組的CD系數更小。這提供了市場化程度較高地區的企業商業信用治理作用更強的微弱證據。考慮產權因素，市場化程度高低兩組的CD×Control的系數均為負且顯著，但市場化高組中CD×Control的系數更小。上述說明在市場化程度較高的地區，非國有企業的商業信用對過度投資的治理作用更強。其他控制變量與被解釋變量的關系，與預期并無差異。上述結論基本支持假設2。

五、研究結論及建議

本文以我國的市場發展和產權制度為背景，以2006-2012年滬深主板上市公司為樣本，實證檢驗了商業信用對企業過度投資行為的影響。結果表明，商業信用能抑制過度投資，且較之于國有企業，非國有企業的作用更突出；進一步對市場化程度分為高低兩組后發現，較之于市場化程度較低的地區，在市場化程度較高的地區的企業商業信用更能抑制過度投資，且在非國有企業中表現更突出。

要改善企業的投資效率，完善公司治理水平，發揮商業信用的治理作用是一個重要內容。一方面，從內部治理角度，需持續提高企業，尤其是國有企業的公司治理水平，完善信息披露制度，發揮商業信用對國有企業的相機治理作用；另一方面，從外部治理角度，需進一步完善商業信用體系，完善償債保障機制，健全企業破產制度，拓展融資渠道、不斷推進我國的市場化進程，消除地區間的不平衡，為商業信用發揮治理作用提供制度保障。S

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6.童盼，陸正飛.負債融資、負債來源與公司投資行為[J].經濟研究，2005，（5）：75-84.

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9.樊綱，王小魯，朱恒鵬.中國市場化指數：各地區市場化相對進程2011年報告[M].北京：經濟科學出版社，2011.

10.Richardson S..Over-investment of Free Cash Flow[J].Review of Accounting Studies，2006，（11）：159-189.

11.辛清泉，林斌，王彥超.政府控制、經理薪酬與資本投資[J].經濟研究，2007，（8）：110-122.endprint

（二）主要的變量解釋。

1.被解釋變量。參考Richardson（2006）、辛清泉等（2007）的研究，建立模型（1）。通過回歸，估算出企業正常投資水平，然后用企業實際的資本投資水平與估算的資本投資水平之差（即回歸殘差）代表企業的過度投資程度（殘差>0）和投資不足程度（殘差<0），本文用符號OI表示過度投資，用作模型（2）的被解釋變量。根據實證分析，模型（1）的因變量與自變量之間的相關關系與顯著性水平與現有文獻保持一致。根據實證結果，得到2 583個過度投資的觀察值。

Invt=β0+β1Growtht-1+β2Levt-1+β3Casht-1+β4Aget-1+β5Sizet-1+β6Rett-1+β7Invt-1+∑Year+∑Industry+ε （1）

2.解釋變量。設置商業信用為本文的解釋變量，以應付票據、應付賬款、預收賬款的年度變化值之和除以平均總資產來量化，用符號CD表示。為進一步考察在產權性質背景下的差異，將其與產權啞變量形成交乘項CD×Control，代入模型（2）。

3.控制變量。參考以往相關研究文獻，選擇公司自由現金流量、托賓Q、公司規模、上一年新增投資、年度啞變量和行業啞變量作為模型（2）的控制變量。

（三）模型設計。為驗證假設1和假設2，建立模型（2）。為避免多重共線性對研究結果的影響，本文按市場化總指數的中位數對樣本分為市場化程度高低兩組，分組研究市場化進程對負債融資與過度投資關系的影響機制。

OIt=β0+β1CDt-1+β2CDt-1×Controlt-1+β3Controlt-1+β4Sizet-1+β5Qt-1+β6CFt-1+β7Invt-1+∑Year+∑Industry+ε （2）

四、實證結果與分析

（一）描述性統計。下頁表2顯示，過度投資企業的OI均值為0.08，且與市場化高組相比，市場化低組的過度投資水平更高，說明市場化低組的過度投資更嚴重。且與市場化高組相比，市場化低組的CD均值更大，說明商業信用對市場化程度低的地區的企業更為重要。這可能是由于市場化程度低的地區，金融市場尚不發達，商業信用作為傳統融資方式之一，扮演了重要角色。

（二）相關性分析。下頁表3是主要變量的Pearson和Spearman相關系數矩陣及雙尾檢驗結果。表中顯示，CDt-1與OIt成顯著負相關。表中相關系數值均不大，表明各變量之間不存在嚴重的多種共線性問題。

（三）回歸結果分析。如下頁表4第1-3列所示，全樣本中，CD的系數為-0.0387但不顯著，但CD×Control的系數為-0.0223且在0.05水平上顯著。按產權分組，如第2、3列所示，非國有企業CD系數為-0.0394且顯著，而國有企業CD系數為-0.012但并不顯著。上述說明整體上商業信用能抑制企業的過度投資，且在非國有企業中表現得更為突出。其他控制變量與被解釋變量的關系，與預期并無差異。上述結論基本支持假設1。如下頁表4第4-5列所示，不論市場化高組還是低組，CD的系數均為負但并不顯著，但較之于市場化低組，市場化高組的CD系數更小。這提供了市場化程度較高地區的企業商業信用治理作用更強的微弱證據。考慮產權因素，市場化程度高低兩組的CD×Control的系數均為負且顯著，但市場化高組中CD×Control的系數更小。上述說明在市場化程度較高的地區，非國有企業的商業信用對過度投資的治理作用更強。其他控制變量與被解釋變量的關系，與預期并無差異。上述結論基本支持假設2。

五、研究結論及建議

本文以我國的市場發展和產權制度為背景，以2006-2012年滬深主板上市公司為樣本，實證檢驗了商業信用對企業過度投資行為的影響。結果表明，商業信用能抑制過度投資，且較之于國有企業，非國有企業的作用更突出；進一步對市場化程度分為高低兩組后發現，較之于市場化程度較低的地區，在市場化程度較高的地區的企業商業信用更能抑制過度投資，且在非國有企業中表現更突出。

要改善企業的投資效率，完善公司治理水平，發揮商業信用的治理作用是一個重要內容。一方面，從內部治理角度，需持續提高企業，尤其是國有企業的公司治理水平，完善信息披露制度，發揮商業信用對國有企業的相機治理作用；另一方面，從外部治理角度，需進一步完善商業信用體系，完善償債保障機制，健全企業破產制度，拓展融資渠道、不斷推進我國的市場化進程，消除地區間的不平衡，為商業信用發揮治理作用提供制度保障。S

參考文獻：

1.Myers S.Determinats of Corporate Borrowing[J].Journal of Financial Economics，1977，（5）.147-175.

2.Jensen M. and Meckling W.Theory of the firm：Managerial behavior，Agency costs and capital[J].Journal of Financial Economics，1976，（3）：305-360.

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7.La Porta R，Lopez-de-Silanes F，Shleifer A，Vishny R W.Legal determinants of external finance [J].Journal of Finance，1997，52（3）：1131-1150.

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9.樊綱，王小魯，朱恒鵬.中國市場化指數：各地區市場化相對進程2011年報告[M].北京：經濟科學出版社，2011.

10.Richardson S..Over-investment of Free Cash Flow[J].Review of Accounting Studies，2006，（11）：159-189.

11.辛清泉，林斌，王彥超.政府控制、經理薪酬與資本投資[J].經濟研究，2007，（8）：110-122.endprint