王思聪 孙金帅 （高级经济师/博士） 杜振邦

（1雪城大学马丁·J·惠特曼管理学院 纽约州锡拉丘兹 13244 2天津商业大学会计学院 天津 300131 3天津商业大学国际教育合作学院 天津 300131）

改革开放后，我国资本市场得到了快速发展，资本市场对外开放步伐持续加快，营商环境、金融市场、中介机构与法律环境等愈发成熟和完善，我国在全球经济中扮演的角色愈加重要。开放资本市场是实现国外资本“走进来”和国内资本“走出去”的重要途径，能够为提升我国资本市场应对各种挑战和风险的整体能力奠定基础。但资本市场开放是否会影响上市公司的投资效率？是否会造成投资不足或投资过度？本文系统梳理了国内外相关文献，探讨资本开放对企业投资效率的影响机制，并以我国2000—2018年在A股上市和A+H 股交叉上市的公司为样本，对资本市场开放的政策效应进行了实证研究。

一、文献综述及研究假设

（一）文献综述

1.投资效率与企业债务、社会责任、产权性质、管理能力、财务报告质量。Barbiero等（2018）认为如果企业债务已经过多并以短期债务为主，债务边际增长对投资效率的积极影响就会消失。Benlemlih（2018）认为在金融危机中，如果企业社会责任高的企业受益于员工的团结和客户的忠诚，其投资效率会提高。Chen等（2014）发现外国资本所有权会加强托宾Q敏感性，从而增加投资效率。Siregar（2019）认为财务报告质量与投资效率呈显著正相关。Habib等（2017）认为管理能力对企业过度投资倾向存在显著正面影响，同时低投资效率会增加企业崩溃的风险。

2.投资效率与资本市场开放：融资行为视角。银行和股票市场是企业融资的两大重要对象。与美国资本市场相比较，我国的银行体系较之股票市场更为庞大，金融脱媒虽然是我国经济发展的趋势，但当下我国金融仍然面临投资者心理、资本储蓄思维等因素的困扰。Allen等（2005）认为如果将我国的银行体系与股票市场进行比较，其间接费用成本占总资产比率较高，导致了资本配置效率的低下。我国企业由于不满足融资条件、资金报酬率过高等原由导致缺乏资金，而吸引外来投资是缓解融资约束的一个重要途径。诸多实证研究也表明资本市场开放有效缓解了企业的融资约束，对上市公司的投资效率产生了积极的影响。肖涵等（2019）认为提高上市公司股权融资和债权融资的积极性会显著地增加股权融资和债权融资的规模。陈学胜等（2012）研究发现我国上市公司投资和现金流敏感度较高，存在明显的融资约束现象。王翠芳等（2017）认为，随着金融发展水平提高，战略性新兴产业投资效率的提高会越来越小。

3.投资效率与资本市场开放：公司治理视角。治理问题的产生溯源于公司制企业的不断发展。现代公司呈现出的股权结构分散化、所有权与经营权分离等典型特征正是公司治理问题的核心所在。Jensen（1986）认为现代公司两权分离下的信息不对称问题是投资效率产生代理成本的主要成因。内部人和外部人之间的信息不对称程度越高，融资约束和外部融资成本就越高。当代理人有动机为达到自身利益需求而工作时，就有可能会牺牲股东利益，使公司的规模超过最优规模，从而导致公司投资不当。换言之，代理问题是由于股东与代理人之间的利益不匹配而引起的。王福胜等（2016）认为投资不足的原因来自高风险的企业的投资项目所导致的管理层保守投资策略。李维安等（2017）认为上市公司在投资过度的情境下，如果投资者所拥有的网络信息资源越丰富，就会越以监督或建议的方式向公司层面传递信息，提高公司治理的水平，进而提高投资效率。Lara等（2016）认为保守主义可通过三个主要渠道提高企业投资效率，即：减少外部股东和管理者之间信息不对称的不利影响，促进对管理层投资决策的监控；增加管理层的激励措施，尽早放弃业绩不佳的项目，减少负净现值投资；以较低成本获得外部融资等。其他学者认为提高投资效率的方法还有提高标的股票的股票流动性（刘程等，2019）、内部控制指数（丁丽等，2015）和会计信息透明度（司美玲，2021）等。

综上，本文绘制了影响机制传导图，如图1所示。

图1 影响机制传导图

（二）研究假设的提出

根据文献综述，投资不足主要有三个原因：一是不对称信息。公司的内部人和资本市场投资者对公司的未来前景有不同程度的影响而导致的资源配置效率低下。二是管理层行为保守、厌恶风险。三是企业的负债比重过高，如果企业没有充足的资金，即使有净现值大于零的投资项目时，也会因较高的财务杠杆导致企业无法通过负债进行融资，并最终被动放弃投资机会。连立帅等（2019）认为在资本市场开放之后，价值投资者的引入有利于增强非财务信息定价，并通过缓解企业融资约束等机制来影响企业投资，增强股价对实体经济的引导作用。徐虹（2015）认为资本市场开放对上市公司投资效率的影响通过两种途径，一是通过影响股权融资行为，进而影响融资规模资本成本来使投资效率发生变化。二是影响公司治理机制，使代理问题引发的变化对非投资效率产生影响。陈共荣等（2014）则认为企业的股权性质与股权集中度均能对交叉上市的治理效应产生影响，而交叉上市作为我国资本市场开放的重要手段，可能会通过降低资产负债率和管理层保守程度等多种传导路径缓解投资不足。

基于以上分析，本文提出假设1：

H1：交叉上市能缓解投资不足。

公司持有大量的自由现金是一种会对投资效率产生不利影响的情形。过度投资假说表明，当公司的不同利益相关者之间存在利益冲突时，如果经理人拥有过多的自由现金流并对其项目进行更多投资，他们则可能会利用其自由裁量权，从而可能不利于股东的长期利益并导致过度投资。如果没有有效的监视代理程序的监视系统，此问题可能会变得更严重。因此，投资过度的原因可以概括为两点：一是代理人在委托人监督信息不足情况下的机会主义行为；二是管理层因过度自信或经验缺乏而对投资前景的盲目乐观。陈共荣等（2014）认为A+H 股交叉上市公司对比非交叉上市公司，有更为严格的制度管制与治理约束，因而投资效率较高。因此交叉上市可能会通过抑制代理人的机会主义行为或管理层因过度自信等多种传导路径进而缓解投资过度。

基于以上分析，本文提出假设2：

H2：交叉上市能缓解投资过度。

二、研究设计

（一）模型构建

参考Richardson（2006）度量公司投资效率的公式，本文建立了如（1）式的模型。Richardson模型的残差值ε大于0，则说明该公司存在过度投资行为；若模型残差值ε小于0，则说明公司存在投资不足现象。各个变量的含义参照表1所示。同时，从年度和行业两方面进行了虚拟变量控制。

表1 主要变量说明

由于各个企业上市时间不一且少数企业中途退市等原因，每年的样本和时间跨度并不统一，构成了非平衡面板。再之，总体样本符合样本量远大于时间（N＞T）的条件。而 System-GMM（System Generalized Method of Moments）估计可以减轻由固定效应、同时性和内生性等问题引起的失真。因此，本文用STATA 15.0 基于动态非平衡面板数据进行One-step System GMM随机效应估计。

（二）样本选取

在模型回归估计过程中，对研究样本和时间跨度做以下设定：研究样本包括2000—2018年沪深A股上市公司。截至2018年12月31日，A股上市公司3 825家。在此基础上进行下列筛选，剔除：（1） 金融行业企业； （2） ST、*ST类股票；（3）无法获得连续财务数据的公司；（4）截至2018年12月31日未满两年的公司。经上述处理后，得到3 032家上市公司样本，其中实现在H股上市的本土企业共计73家。数据来自WIND数据库。

三、实证分析

（一）描述性统计

描述性统计各项指标如表2所示。在选取的A股有效样本中，包含28 757条数据，交叉上市的样本量占932条。从具体分项来看，交叉上市公司与其他A股上市公司存在明显差异。

表2 描述性统计结果

交叉上市公司样本的Invest均值为0.066661，略小于A股公司样本的0.070636，说明它们的资本投资量非常接近。交叉上市公司样本的Cash均值为23.58661，远大于A股公司样本的0.284732，说明交叉上市公司现金及现金等价物占总资产比例高。此外，交叉上市公司杠杆水平平均值略高于其他A股上市公司。

（二）相关性分析

Pearson相关系数矩阵结果如表3所示。其中，矩阵左下侧为A股公司样本结果，矩阵右上侧为交叉上市公司样本结果。根据相关性结果分析，自变量之间相关性较弱，绝对值均小于0.5，说明其变量间不存在严重的多重共线性，可进一步进行实证分析。

表3 相关性分析结果

（三）实证结果

本文在以年份为观测标准的基础上，将交叉上市公司和A股上市公司的残差值进行比较，如果交叉上市样本平均残差大于0的数量小于A股上市样本的平均残差大于0的数量，则说明交叉上市能够缓解投资过度，反之则不能。如果交叉上市样本平均残差小于0的数量小于A股上市样本的平均残差小于0的数量，则说明交叉上市能够缓解投资不足，反之则不能。

本文在通过One-step System GMM对上述样本进行随机效应估计后，得到下页表4的结果。表4显示了进行估计后得到的各项主要自变量的系数、显著性水平及Arellano-Bond检验和Sargan检验的结果。其中，自变量当中滞后一期的资本投资量（L.Invest）、滞后一期的公司规模（Size_1）和滞后一期的成长机会（Growth_1）对自变量资本投资量有显著的正向影响，而滞后一期的上市年龄（Age_1）对其有显著的负向影响。

表4 One-step System GMM估计系数及T值

A股上市公司的估计结果一共得到28 757个残差，其中9 020个值大于0，19 737个值小于0；交叉上市公司的估计结果一共得到932个残差，其中348个值大于0，584个值小于0。这些数值由于时间跨度比较长，并不能直接观察投资不足或投资过度行为分布和演变的情况，但可大致判断出投资不足的情况较为普遍。因此本文进一步按照时间序列来展现两者的投资效率，得到的交叉上市公司和A股上市公司残差的样本量、平均值、标准差、最小值和最大值，结果显示：交叉上市样本的描述性结果中有6个年份的平均残差大于0，9个年份的平均残差小于0，3个年份的平均残差非常贴近0值，方差为0.000167763；A股上市样本的描述性结果中有11个年份的平均残差大于0，6个年份的平均残差小于0，1个年份的平均残差非常贴近0值，方差为0.000128761。据此说明，交叉上市公司的非投资效率的离散程度略逊于A股上市公司的整体水平，我国A股上市公司整体上投资过度的情况比交叉上市公司要严重。同时，无论是A股上市公司还是交叉上市公司的投资过度和投资不足的现象在近十年来均逐渐减弱，交叉上市公司在2010年之后普遍存在投资不足的情况，但残差大幅度偏离0轴的情况并不存在，均在较为合理范围内。综上所述，交叉上市能明显缓解投资过度，但不能缓解投资不足，因此H1不成立，H2成立。

（四）稳健性检验

Arellano-Bond检验和Sargan检验可用于对GMM模型的稳健性检验。表4中AR（1）和AR（2）为Arellano-Bond检验的观测指标。p值为Sargan检验观测指标。AR（1）均小于0.05，而AR（2）均大于0.05，说明扰动项无自相关，通过了Arellano-Bond 检验；Sargan检验的p值也均大于0.1并小于1，说明不能拒绝工具变量有效性的原假设，GMM模型不存在工具变量过度识别问题。因此，GMM模型设定是合理的，实证结果是稳健的。

四、研究结论

本文结合诸多文献梳理了资本市场开放对上市公司投资效率的影响机制。综述发现：除了外部融资约束一个重要的外部因素外，公司代理当中的自由现金流、管理层自信程度会导致投资过度，信息不对称、管理层保守程度、负债比重过大会导致投资不足。

本文通过实证研究发现：交叉上市公司的非投资效率的离散程度略逊于A股上市公司的整体水平，说明交叉上市能明显缓解投资过度，但不能明显缓解投资不足。因此，从长时间的视角来看，A股上市公司应该更加关注投资过度的情况，交叉上市公司应该更加关注投资不足的情况。从短时间的视角来看，近几年投资不足是非交叉上市公司和交叉上市公司共同面对的问题，所以企业应当从公司代理人增加信息公开、适当摒弃保守行为和降低财务杠杆三个方面去解决。此外，非交叉上市公司可以通过交叉上市这一行为来提高其投资效率。本文为我国交叉上市对投资效率影响的研究提供了研究经验或参考，丰富了资本市场开放的投资效应理论。