中國銀行借款與商業信用融資的治理效應：過度投資視角

唐炳南，劉東皇，樊士德

(1.南京大學 商學院，江蘇 南京　210093；2.江蘇理工學院 商學院，江蘇 常州　213001；3.南京審計大學 經濟與貿易學院，江蘇 南京　211815)*

一、引　言

2012年以來，我國政府啟動“引進民營資本為代表的混合所有制”和“建立股權激勵為核心的管理層長期激勵”兩大核心舉措，力圖推動新一輪國有企業的深化改革。但由于我國證券市場仍處于新興轉軌時期，混合所有制和股權激勵積極作用的發揮難免受到制約。一方面，國有企業長期以來的“一股獨大”及其特殊地位，短期內不免會制約中小股東參與公司治理；另一方面，職業經理人市場的不健全和我國股票市場的波動較大，也難免會抑制股權激勵的積極作用[1]。與此同時，我國國有企業總體呈現出較高的負債水平，但在政府直接或間接的干預下，財務杠桿的治理作用不可避免地受到抑制，表現為較為明顯的“軟約束”特征[2-4]。

在發達的市場經濟體中，負債因具有到期償本付息的強制性，經常被作為緩解股東和經理層之間代理沖突的重要工具[5，6]。從這種還本付息的強制性特征出發，國內文獻分別從股利政策、經理機會主義行為、政府干預等方面探討了公司負債對過度投資的治理作用[7-9]。楊華軍、胡奕明[10]及張洪輝、王宗軍[11]認為，國有上市公司的過度投資是政府將其公共目標(如就業、稅收等)內部化到其所控制企業的結果，從而限制了債務對過度投資行為的約束作用。也有文獻從銀行金融資源競爭的維度解釋國有控股公司的過度投資行為。巴曙松等發現，在地方國民生產總值(GDP)指標仍是地方政府政績最重要的考核指標情況下，地方政府有足夠動力通過協助、縱容或默許轄區內企業的“逃、廢、債”等行為，間接干預、爭奪國有銀行的金融資源[12]。故而，無論是政策性負擔帶來的預算軟約束，還是銀行的金融資源爭奪，其根本還在于地方政府發展經濟的內在競爭，這也解釋了我國宏觀經濟持續高速增長的重要觀點[13]。

與上述研究不同，也有文獻證實了公司負債對過度投資的抑制作用。唐雪松等證實了現金股利和舉借債務有助于抑制公司過度投資行為[14]。黃乾富和沈紅波發現商業信用和短期借款有助于約束過度投資行為，而長期借款不具有約束作用[9]。然而，該文在實證研究中僅以制造業為觀測樣本，難以反映其他行業的過度投資。該文還忽略了銀行借款和商業信用融資在國有控股公司與民營公司之間、在市場化程度不同的地區之間是否存在差異，以及這種差異如何影響公司過度投資行為。因而，為客觀、深入地探討負債對公司過度投資的治理作用，有必要做進一步深入研究。

基于上述既有研究，本文利用我國滬深A股主板市場2007-2015年的觀測樣本，從不同債務來源的視角重新探討財務杠桿對公司過度投資行為的抑制作用。為便于與國內文獻比較，本文借助Richardson提出的方法測算公司過度投資行為[15]。實證結果證實了銀行借款的“軟約束”特征。結果也表明，與短期借款相比，長期借款對公司過度投資的誘發作用更加突出，國有控股公司和民營公司均如此，從而再次佐證了銀行借款的“軟約束”特征。結果還表明，商業信用融資有效地制約了公司過度投資行為，且越是市場化程度高的地區，這種制約作用越顯著。

二、研究假設

地方政府之間的經濟(GDP)增長沖動促使其對經濟發展極度渴求，從而激發其對企業干預的強烈動機。在國有企業為政府分解“政策性負擔”的同時，政府利用權威為國有企業提供擔保、補助，弱化了財務杠桿治理效果[16]。在政府的“庇護”下，銀行借款也難以對國有企業的過度投資形成有效的抑制作用，甚至反而誘發其過度投資行為。至于民營企業，羅黨論和劉曉龍發現，民營企業采取政治策略能有效幫助其進入政府管制行業，進而顯著提高企業績效[17]。因而，借助與政府部門建立的政治聯系，民營企業在一定程度上獲得了“類國有企業”的待遇。這種政治聯系有助于享有政治關系的企業獲得更多的銀行貸款和更長的貸款期限。同時，政府也將政策性負擔“攤派”給民營企業。因而，民營上市公司也同樣可能存在因政府干預所帶來的“軟約束”問題。據此，本文提出假設1。

H1：銀行借款對公司過度投資行為并不存在顯著的抑制作用，甚至表現為正向的誘發作用。

事實上，縮短負債期限有助于制造短期負債的流動性壓力和再融資困境，從而有效減少公司過度投資。在實踐中，長期借款較短期借款有更長的還款周期，對公司約束作用和再融資壓力也更弱，從而對公司過度投資具有更大的誘發作用。故而，為檢驗長期借款與短期借款對公司過度投資誘發作用的差異，本文提出假設2。

H2：長期借款對公司過度投資行為的誘發作用要大于短期借款。

商業信用的研究分為兩類，即：或從微觀層面主要研究商業信用產生的動機及其使用的決定因素，或從宏觀層面主要研究商業信用的使用對貨幣政策的影響及其對實體經濟和金融系統穩定性的影響。在微觀經濟領域，提供商業信用的公司對相關融資公司的經營狀況等信息的掌握更為有效。楊勇等[17]從CEO強制性更換入手，證實了商業信用融資提升上市公司治理水平的積極作用，而銀行貸款卻沒有發揮相應的作用，甚至有負面作用[18]。這表明，出于保護自身利益的需要，提供商業信用融資的債權公司更有動力關注其債務公司的投資行為，進而在客觀上可能抑制債務公司的過度投資行為。基于此，本文提出假設3。

H3：商業信用融資比率越高，越有助于抑制公司過度投資。

張維迎認為，法律制度的運行離不開信譽基礎，在一個普遍不講信譽的社會里，法律能起的作用非常有限[19]。實踐證明一方面，越是發達的市場經濟，越離不開強大的商業信用支撐；另一方面，強大的商業信用制度有助于商業信用融資規模擴大，促使債權公司對債務公司投資行為的監督并抑制過度投資行為。《中國市場化指數(2011年)》顯示，中西部地區平均市場化程度為6.4，而東部地區為9.79。這表明商業信用融資對過度投資的抑制作用很大程度上受到市場化程度的影響。東部地區較中西部地區的市場化程度更高、商業信用更發達，進而可能強化商業信用融資對過度投資的抑制作用[20]。為檢驗該推斷，本文提出假設4。

H4：與中西部地區相比，東部地區上市公司的商業信用融資對公司過度投資具有更大的抑制作用。

三、研究設計

(一)變量選擇

1. 過度投資。借鑒Richardson的測算方式[15]，本文將公司總投資分為兩個部分：維持公司運營的投資支出和新的投資支出。其中，維持運營的投資支出主要是指固定資產折舊和攤銷，這是維持機器、設備及其他經營型資產正常運轉所必須的投資支出。新的投資支出是指投資于凈現值大于零的新項目上的支出，包括合理預期投資部分和不合理非預期投資部分。如果公司不合理非預期投資部分大于零，則將其投資行為界定為過度投資。這種測算方法已在國內相關實證研究中廣為應用[9，17]。

2. 銀行借款與商業信用融資。借鑒既有研究文獻，本文引入銀行為公司提供的應息債務比率、短期負債比率、長期負債比率，以及公司之間的商業信用融資比率作為試驗(解釋)變量。其中，短期負債比率為短期借款、一年未到期的長期負債之和與總資產的比值，長期負債比率為長期借款與總資產的比值，商業信用融資為應付賬款和其他應付款之和與總資產的比值。

3. 控制變量。由于擁有較多自由現金流量而托賓Q值又較低的公司，更為可能從事那些不利于股東的投資活動。為此，本文引入自由現金流量指標以控制其對公司過度投資的影響，即：自由現金流量=經營現金流量-維持性投資-預期新投資。另外本文還借鑒黃乾富和沈紅波控制了相關解釋變量[9]，引入公司規模、第一大股東持股比例、董事會規模、獨立董事占比、資產收益率、托賓Q值、超額回報率等指標作為控制變量。此外，本文還引入公司所在地區、所屬行業及歸屬年度等，來控制其它相關因素的影響。

上述變量名稱及計算方法可參見表1。

表1　變量名稱及定義

(二)計量模型

1. 過度投資與債務來源。依據Richardson測算過度投資的方法將不可避免地剔除殘差小于零的觀測樣本，并由此產生數據截斷問題，即被解釋變量(過度投資)概率分布就變成由一個離散點與一個連續分布所組成的混合分布。在這種情況下，如果使用最小二乘法估計，無論使用的是全部樣本，還是去掉離散點后的子樣本，我們都無法得到一致的回歸估計[12]。與之相比，Tobit模型適用于在正值上大致連續分布但包含一部分以正概率取值為零的被解釋變量。因此，本文選用Tobit模型來檢驗過度投資與公司負債之間的關系，如式(1)所示。

(1)

2. 不同期限的債務對公司過度投資治理作用的差異比較。為比較不同期限的銀行借款對過度投資的治理效應如何，本文首先將總體銀行借款(Tlev)細分為短期銀行借款(Slev)和長期銀行借款(Llev)，如式(2)所示。

(2)

由于短期借款與長期借款的回歸系數估計并不能直接加以比較，故而本文通過等式變換構造系數比較模型，用以檢驗不同債務期限的銀行借款對公司過度投資的治理效應是否存在差異。記σ0=σ2-σ1，則σ2=σ1+σ0，并將其帶入式(2)，經整理得到式(3)。

(3)

鑒于混合截面線性回歸模型難以控制不可觀測因素的影響，本文還通過構造面板Tobit模型，用以克服部分僅隨個體或僅隨時間變化的不可觀測變量影響，具體如式(4)所示。

(4)

(三)數據來源及樣本篩選

考慮到股權分置改革在2007年已經基本完成，以及新會計準則也從2007年1月1日在上市公司中開始實施，本文選取2007-2015年我國滬深主板A股市場國有控股公司為觀測樣本，用以檢驗假設H1-H4。除公司實際控制人類型來源于色諾芬(CCER)數據庫外，其他所有樣本信息均來自Wind金融資訊數據庫。為獲得更加符合實際的、準確的面板數據，本文首先排除了主營業務發生重大變更的、期間不連續的觀測樣本。在此基礎上，借鑒已有文獻按如下方式進行樣本篩選：獲得2007-2015滬深A股主板上市公司觀測樣本，依次剔除隸屬金融和保險業(證監會行業分類)的樣本，剔除當年被ST和*ST的樣本，剔除凈資產為負及其他相關數據不全的樣本。經過以上篩選程序，獲得2007-2015年滬深主板A股市場上市公司4651個觀測樣本。

四、實證結果

(一)統計分析

2007-2015年間， 在4651個主板A股市場上市公司的觀測樣本中，僅40%存在過度投資行為(1867個)，而60%的樣本因殘差不大于0而過度投資額取0，由此證實了樣本截斷的存在。8%的樣本既不存在短期借款也不存在長期借款②，88%的樣本(4113個)存在銀行短期借款，78%的樣本(3239個)存在長期借款，而全部樣本均存在數額不等的商業信用融資。在選定的4651個觀測樣本中，屬于國有控股的觀測樣本有3107個，占67%，其余33%為民營控股；隸屬東部地區的有2730個，占59%；其余41%隸屬中西部地區。在這些觀測樣本中，觀測期達到6年的有4056個，占88%，即平衡面板數據包括了2007-2012六年間我國滬深主板A股市場676家上市公司的連續觀察數據。根據我國證監會行業分類標準，這些樣本公司分布在21個行業。

(二)回歸結果分析

1. 債務來源、債務期限與過度投資。利用所選樣本，本文對模型1-2及其相應的面板數據模型進行回歸估計，其結果匯總至表3。表3第1列為變量名稱，第2-10列為計量模型1和2的回歸結果，標注為Ⅰ-Ⅷ。其中，Ⅰ、Ⅱ、Ⅲ分別是利用全部、國有控股公司和民營公司的觀測樣本對Tobit模型進行估計的結果，Ⅳ、Ⅴ和Ⅵ為依次利用上述觀測樣本對面板Tobit模型進行估計的結果；Ⅶ和Ⅷ分別是利用國有控股公司和民營公司的觀測樣本對面板Tobit模型進行估計的結果，用以檢驗不同期限的債務對公司過度投資的影響。需要特別說明的是，為便于理解解釋變量的系數估計，本文直接匯報了Tobit模型中的平均邊際效應(Marginal Effect，系數估計)③，下同。

回歸結果Ⅰ顯示，銀行借款比率(Tlev)的回歸系數估計為0.025，且在1%的水平上顯著。在其它解釋變量不變的情況下，對于銀行負債率為中等水平的公司而言，來自銀行借款的負債比率每增加1單位，其過度投資將隨之擴大0.025單位。這表明，由于預算軟約束的存在，銀行借款助長了公司過度投資行為，從而證實了假設H1。為檢驗銀行借款的誘發作用同時存在于國有控股公司和民營上市公司，我們分別利用其觀測樣本進行回歸估計，得到回歸結果Ⅱ和Ⅲ。Ⅱ和Ⅲ中，銀行借款比率的回歸系數估計分別為0.028和0.018，且均在1%的水平上顯著。由此可知，無論是國有控股公司，還是民營上市公司，其銀行借款均助長了公司過度投資，依然支持假設H1。為進一步檢驗該結論的穩健性，我們對面板數據模型進行回歸估計，得到回歸結果Ⅳ、Ⅳ和Ⅵ。故而，即便克服了僅隨個體或僅隨時間變化的不可觀測因素，銀行借款仍然對其公司過度投資具有助長作用，再次證實假設H1。

表2　過度投資與銀行借款的回歸結果

注：括號內為穩健性的標準差，***表示1%水平上顯著，**表示5%水平上顯著，*表示10%水平上顯著，Obs為樣本容量，下同。

2. 商業信用融資、地區差異與過度投資。為檢驗商業信用融資對過度投資的治理作用，本文利用觀測樣本分別對模型1和2進行估計，其主要回歸結果參見表4。該表第1列為變量名稱，其余各列對應相應的回歸結果。其中，第1列為主要解釋變量，分別對應基于全部樣本的解釋變量回歸系數估計，Ⅰ、Ⅱ分別對應基于全部樣本對模型1及其對應面板Tobit模型進行估計的結果，Ⅲ、Ⅳ則分別對應基于中西部地區和東部地區的觀測樣本對面板Tobit模型進行估計的結果；Ⅴ和Ⅵ分別基于中西部地區國有控股公司和民營公司觀測樣本對面板Tobit模型進行估計的結果，Ⅶ和Ⅷ則分別對應東部地區不同性質觀測樣本相應的估計結果。

表3　過度投資與商業信用融資的回歸結果

表3中結果Ⅰ顯示，商業信用融資(Blev)的回歸系數估計為-0.009，且在1%的水平上顯著。表明商業信用融資對公司過度投資具有抑制作用，發揮出杠桿治理的“硬約束”作用。即便是克服了僅隨個體或時間變化的不可觀測因素，商業信用融資對公司過度投資仍然具有“硬約束”作用，由此證實假設H3，具體參見回歸結果Ⅱ。為檢驗商業信用融資“硬約束”作用的地區差異，我們分別利用中西部地區和東部地區的觀測樣本進行回歸估計，得到回歸結果Ⅲ和Ⅳ。回歸結果Ⅲ顯示，商業信用融資的回歸系數估計為-0.006，卻在10%的水平上不顯著。這表明，對于中西部地區的上市公司而言，商業信用融資未能有效抑制公司過度投資行為。回歸結果Ⅳ顯示，商業信用融資的回歸系數估計為-0.010，且在1%的水平顯著。由此可知，對于東部地區的上市公司而言，商業信用融資的確能夠抑制公司過度投資，發揮債務融資的杠桿治理作用。因而，隨著歸屬地區的不同，公司商業信用融資對其過度投資抑制作用也大為不同，且東部地區上市公司商業信用融資對過度投資的抑制作用要強于中西部地區，從而證實假設H4。

為進一步檢驗商業信用融資在不同類型公司中的作用，我們分別利用中西部地區和東部地區的觀測樣本，并按照公司實際控制人類型進行分類、估計，得到回歸結果Ⅴ～Ⅷ。針對中西部地區國有控股公司觀測樣本的回歸結果Ⅴ顯示，商業信用融資的回歸系數估計為-0.002，且在10%的水平上不顯著。而利用民營公司觀測樣本的回歸結果Ⅵ顯示，商業信用融資的回歸系數估計為-0.022，且在10%的水平上顯著。這表明，就中西部地區而言，民營公司的商業信用融資能削弱公司過度投資，而國有控股公司卻沒有類似作用。與之不同，在東部地區，無論是國有控股公司，還是民營公司，其商業信用融資對公司過度投資均具有抑制作用，具體參見回歸結果Ⅶ和Ⅷ。因此，東部地區上市公司商業信用融資對過度投資的抑制作用整體來說要大于中西部地區，再次證實假設H4。

五、結論和政策建議

利用我國滬深A股主板市場上市公司2004-2015年的觀測樣本，本文發現由于地方政府之間的經濟(GDP)增長沖動促使其對經濟發展極度渴求，激發其對企業干預的強烈動機，并利用權威為國有企業及政治關聯企業民營企業提供擔保、補助，弱化了財務杠桿治理效果。同時長期借款和短期借款均對企業過度投資行為具有誘發作用，佐證了銀行借款的“軟約束”特征。而出于保護自身利益的需要，提供商業信用融資的債權公司更有動力關注其債務公司的投資行為，進而在客觀上可能抑制債務公司的過度投資行為。因而，隨著市場化程度的逐步提升，商業信用對公司過度投資行為的抑制作用顯著增強。

基于以上的研究結論，結合當前國企改革的大背景，本文提出以下的政策建議：一是要明確國有企業的市場主體地位，而不僅僅是將其視為政府職能在經濟領域的延伸，同時政府應當減少對民營企業的干預，這樣一般的公司治理機制(包括債務治理、經理人市場等)才有可能起到相應的作用。二是要以加快影子銀行、民營銀行、互聯網金融等體系為代表的其它金融機構的發展速度，與一般的國有銀行相比，這些金融機構的市場化程度更高，其參與融資對象的內部治理的意愿、治理的能力都更強，這些機構在日常經營中也能夠相對較少地受到地方政府地干預，因此有望起到比同樣存在“所有者缺位”現象的國有銀行更好的治理作用。最后，通過前文治理效果的時間和地區性差異比較，還可以看出，債務或者是商業信用的治理作用還依賴于外部商業環境的優劣，這就要求我國加快建立更好的法律和相關制度，只有在這樣良好的外部宏觀環境下，微觀的公司治理機制才有望更充分地發揮作用，有力地促進企業包括企業的健康發展并保護好外部投資者的利益。

注釋：

①為獲得更加符合實際的、準確的面板數據，本文排除了主營業務發生重大變更的、期間不連續的觀測樣本，即文中所采用數據的觀察期是連續的，剔除了即使有多年數據但中間有中斷的情況，以避免“借殼上市”等情況。并且，已將觀測樣本較少的行業進行適當合并、調整。

②在經典的公司金融理論中，公司負債一般指所承擔的銀行借款等應息債務，而應付與預收賬款等無息債務則被認為是商業信用融資行為。Wind金融資訊數據庫顯示，部分觀測樣本銀行借款為0，這僅意味著沒有承擔應息債務，但并不排除無息債務即商業信用融資的行為的存在。當然，這類觀測樣本僅占總體樣本的8%，并不反映整體觀測樣本的統計特征。

③Tobit模型中的平均邊際效應(Marginal Effect)衡量的是條件均值，即系數估計值表示的是當解釋變量處于樣本均值水平時，其變化一單位對因變量所帶來的影響。

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