刘 轶，雷 可，郑岩峥

(1. 湖南大学 金融与统计学院，湖南 长沙 410079； 2. 吉祥人寿保险股份有限公司，湖南 长沙 410007)

一 引 言

在中国，信贷融资一直是社会融资的最主要构成部分，2019年人民币贷款占社会融资总规模的比例仍然超过60%，其中银行的长期贷款是企业投资的主要资金来源。与此同时，过度投资也是中国上市公司的普遍行为模式[1]，受多重利益的驱动，政府干预商业银行信贷行为的现象也比较普遍。[2]在一定程度上，政府干预形成了司法体系的替代机制，降低了债务履约成本，使得有政治关系的企业更容易获得银行的信贷资源。[3]政府干预破坏了银行与企业之间的自由契约关系，国有企业更容易获得银行的信贷支持。[4][5]这种信贷资源的配置不是完全基于市场机制，较少受到市场资源配置机制的约束，获得银行信贷支持的企业更有动机进行过度投资，从而造成企业投资的低效率。

有研究表明，在所有权和经营权分离的现代企业制度环境中，股东、债权人和管理层之间的代理问题将导致企业的低效率投资。[6][7]而公司有效的内外部治理机制能在一定程度上制约股东和管理层的过度投资行为，提高投资效率。同时，一些已有的研究结果也表明，负债融资能够在一定程度上缓解企业的非效率投资问题，提高企业的资金使用效率[8]。

银行信贷资源的有效配置对实体经济的高质量发展具有重要影响。基于我国主要商业银行已基本完成股份制改革，但政府仍然可能对银行的信贷行为进行干预这一现实背景，文章拟回答的问题是：我国上市公司是否存在负债融资对投资的刚性约束效应？银行长期贷款的存在如何影响负债融资对企业投资效率的约束效应？企业性质、政府干预以及公司外部治理机制对长期信贷融资与企业投资效率的关系有何影响？

相较于现有的大部分研究银行贷款对企业投资效率影响的文献，本文对短期贷款与长期贷款进行了区分，以银行长期贷款如何影响负债融资对企业投资的刚性约束效应为切入点，研究银行贷款对企业投资效率的影响。这更契合我国的企业主要利用长期贷款进行投资的现实，丰富了负债对企业投资效率影响的研究。

文章第二部分进行理论分析，并基于现有文献提出本文的研究假设；第三部分介绍本文的数据来源，并建立基础回归模型；第四部分是实证分析；第五部分是本文的结论。

二 理论分析与研究假设

负债融资对企业投资存在刚性约束效应。一方面，负债融资所带来的还本付息压力使得企业必须留存一部分盈余来偿还贷款，从而抑制了企业的投资水平；另一方面，负债融资增加了企业面临的债务危机和破产清算风险，管理层为了保护自己的声誉和职务，会减少过度投资行为。由于我国公司债券市场发展相对滞后，银行贷款成为企业债务融资的主要渠道。企业使用银行短期借款的目的主要是解决短期资金流动性问题，而银行的长期借款才是公司进行投资的主要资金来源。因此，企业在获得银行贷款，尤其是投资项目所需的长期贷款后，融资约束导致的投资资金短缺问题得到一定程度的缓解，从而提高了企业的投资水平。但这一点对于不同产权性质的企业又有区别。首先，由于我国大部分商业银行的实际控制人为中央政府或地方政府，政府能够对银行的贷款行为进行干预[9]，导致大量的银行信贷资源流向了国有企业。国有企业普遍存在预算软约束，对资金使用缺乏刚性约束效应，商业银行对国有企业的监督力度又偏弱，所以相比于民营企业，当国有企业获得银行长期贷款后，负债对投资的刚性约束作用会更弱，导致其投资水平更高。很多实证研究也分析了负债融资与企业投资行为的关系，如Lang等发现在低成长性的公司中，负债比率与投资水平显著负相关。[8]Aivazian等分析了加拿大公司中负债率与投资的关系，同样发现在低成长性公司中，负债对投资水平的约束效应更加显著。[7]Ahn等发现负债与投资的负相关关系在成长性高的公司中更显著，而且较高的公司多元化程度降低了负债对投资的刚性约束效应。[10]Firth等采用中国上市公司的数据，发现国有商业银行对低成长性和绩效较差公司的资本支出施加了较少的约束，并且银行负债对投资的约束效应与国有股权比例显著负相关。[11]基于此，文章提出第1个假设：

假设1：银行长期贷款的存在，弱化了负债融资对企业投资的刚性约束效应，提高了企业的投资水平，且这种现象在国有企业中更加明显。

由于我国大部分上市公司的终极控制权归属于国家[12]，预算软约束、薪酬管制等问题同样存在，国有企业管理层面临薪酬和行政晋升的双重激励，在“做大做强”的目标导向下，行政上的晋升压力会使得许多国有企业管理层存在过度投资的动机。[13]国有企业的投资具有“投资饥渴”和“投资低效”的双重特性[14]，这降低了整个经济体中资金的使用效率。而在民营企业中，代理问题的存在也增加了企业管理层进行过度投资的概率。因此，当银行通过贷款为企业提供现金流时，管理层就拥有更多资源进行过度投资，特别是在国有企业中，银行贷款对过度投资的约束效应更小，[15]负债融资对过度投资的刚性约束效应更弱。基于此，文章提出第2个假设：

假设2：银行长期贷款的存在，弱化了负债融资对企业过度投资的刚性约束效应，降低了企业的投资效率。

由于我国特殊的制度背景，政府可以通过干预银行贷款行为向国有企业注入信贷资金，此时，银行负债的刚性约束效应和相机治理效应减弱。[16]地方政府为增加财政收入、提高GDP、改善社会福利等，会让企业扩大投资规模，而不太关注投资的效益，从而导致了企业投资的低效率。而对于非国有企业，政府可以通过行政手段为企业提供资金补贴或创造投资项目，虽然在一定程度上提高了非国有企业的投资水平，但企业的投资效率并没有提高。另外，由于地区间资源禀赋、地理环境、国家政策的差异，使我国各地区在政府干预程度方面存在很大差异。[17]这为本文的研究提供了良好的背景环境。我们预期在地方政府干预程度强的地区，银行信贷的投放受政府干预更明显，负债对过度投资的刚性约束效应更弱，企业的投资效率更低。基于此，本文提出第3个假设：

假设3：政府干预程度越强，银行长期贷款对企业过度投资的刚性约束效应越弱，企业的投资效率越低。

有效的外部治理机制能够制约企业管理层权力的过度膨胀，降低企业的过度投资水平。[18]产品市场竞争一直被认为是公司重要的外部治理机制之一，它通过对企业管理层施加预算硬约束与激励机制，使得管理层不断提高其管理技能和管理效率，从而约束管理层的过度投资行为。[19]市场的优胜劣汰机制使得企业面临破产清算风险，企业管理层必须优化资源的配置、提高资金的使用效率、提高公司的业绩，才能避免失去职位的风险。同时，市场竞争的加剧，使得信息日益全面公开化，这不仅降低了债权人信息收集的成本，进一步提高了对债务人的监督能力，也在一定程度上缓解了因两权分离所带来的委托—代理问题，抑制了管理层的非效率投资。[20]此外，产品市场竞争是公司内部治理结构的有效互补或替代机制。宋常等发现董事会的监督作用在市场竞争激烈的行业中并没有得到有效发挥，反而是市场承担了主要的监督任务。[21]Chou等认为在竞争行业中，外部市场竞争替代了部分公司内部治理能力。[22]市场竞争的加剧，一方面对股东的既得利益产生了威胁，促使股东加大对公司经营状况的关注，增强对管理层的监督。另一方面，为避免失业风险，管理层不得不努力提高公司业绩，减少过度投资行为。由于银行贷款所要求的信息披露一般仅限于贷款银行知晓，因此企业基于竞争的目的，往往选择向银行贷款融资，而不是选择发行企业债券。[23]但是，即便企业获得了银行信贷资源，拥有充足的现金流后，在激烈的外部竞争环境中，企业管理层也会抑制自己的过度投资行为，努力提高信贷资金的使用效率。基于此，本文提出第4个假设：

假设4：产品市场竞争度越高，银行长期贷款对过度投资的刚性约束效应越强，企业的投资效率越高。

三 研究设计

(一)数据来源及处理

本文以我国沪深A股上市公司为研究对象，样本期间为2003-2017年，涉及的公司财务数据和治理结构数据都采用母公司的年末合并报表数据，数据均来自国泰安数据库(CSMAR)。为了剔除极值的影响，我们对所有的变量在2.5%和97.5%水平上进行缩尾处理，最后获得3022个公司的横截面数据，面板数据共10511条观察记录。

(二)模型设计及变量选取

为研究负债融资对企业投资刚性约束效应，基于姜付秀等人的相关研究[24]，本文以企业的新投资率(Inew)作为企业投资水平的代理变量，并将公司治理机制纳入到回归中，采用模型(1)进行回归：

Inew,it=α+β1Levi,t-1+β2Controli,t-1+∑YearEffect+∑IndustryEffect+εi

(1)

其中，公司当年的新投资率水平被定义为(总投资-维持性投资)/年初总资产，其中总投资定义为现金流量表中投资活动净现金流量的相反数，维持性投资定义为现金流量表附注中固定资产折旧和无形资产摊销之和。自变量Lev为公司的带息负债率；控制变量中，公司内部治理结构变量包括第一大股东持股比例(NO1)、两权分离度(Level)、高管酬薪(Pay)和持股量(Share)、独立董事比例(Indep)；模型中其他的控制变量包括：公司的增长机会(Grow)、企业的现金持有水平(Money)、公司绩效(Roa)、公司的上市年龄(List_age)、公司的规模(Size)、公司股改的哑变量(Split)、企业性质(State)。此外，本文还涉及公司是否拥有银行长期贷款(dumloan)、政府干预程度(index)以及产品市场竞争度(hhi)三个虚拟变量。

对企业投资效率的衡量，本文借鉴Richardson等[24]的研究思路，采用模型(2)计算：

Inew,it=α+βXit-1+μit

(2)

其中Inew,it为公司当期的新投资率，Xit-1包括公司资产负债率、增长机会、公司资产收益率、公司规模、当期与上市时间的差值、货币资金、股票收益率、前期投资规模，在回归中我们还控制了行业效应和年度效应。采用如上模型估计出最优投资规模，正的残差拟合值就是过度投资规模,用Iover来表示。然后，将模型(1)中的被解释变量Inew,it换成Iover,it就可以研究负债对企业过度投资的约束作用，进而分析银行长期贷款对企业投资效率的影响。

基本变量的定义及算法如表1所示。

四 实证分析

(一)统计分析

文中主要变量的描述性统计结果如表2所示。从表2可以看出，企业的新投资率均值为-0.070，最大值为0.362，最小值-0.508，说明有不少公司的投资水平较低。负债率的最小值为0，最大值为0.515，均值为0.148，说明上市公司都存在一定的负债。同时，我们还对变量进行了相关性分析，发现各解释变量间的相关性较低，可以避免多重共线性问题。

对样本分别按变量是否存在银行长期贷款(dumloan)、企业性质(State)、政府干预程度(index)进行组间均值差异性分析，得到的t检验结果分别如表3、4和5所示。从表3可以看出，存在长期贷款样本的负债率均值为0.202，大于总样本的负债率均值(0.148)和不存在长期贷款样本的负债率均值(0.085)，但其新投资率(Inew)均值比总样本和不存在长期贷款样本的都要小，而且新投资率和负债率的组间均值差异都很显著。从资产规模和货币资金持有量看，拥有长期贷款的公司规模大于没有长期贷款的公司，但拥有长期贷款的公司的业绩并没有高于没有长期贷款的公司。从表4可以看出，国有企业拥有更高的负债率(Lev)，更低的新投资率(Inew)以及资产收益率(Roa)，变量间的组间均值差异都很显著。从表5可以看出，政府干预强的地区的新投资率大于政府干预弱的地区的新投资率，且组间差异显著。各变量组间差异的显著性为后续的研究奠定了基础。

表1 变量的解释及算法

表2 描述性统计

表3 是否存在银行长期贷款的样本均值t检验

表4 企业性质的样本均值t检验

表5 政府干预强度的样本均值t检验

(二)银行长期贷款与企业投资水平

本部分主要探究银行长期贷款如何影响负债融资对企业投资的刚性约束效应，进而如何影响企业的投资水平。

(1)银行长期贷款与企业负债对投资的刚性约束效应

首先，对模型(1)分别进行混合OLS和固定效应回归，得到的回归结果如表6的第(1)(2)所示。混合OLS的结果中，Lev的系数为负，但是不显著，而固定效应的结果中，负债率Lev的回归系数显著为负，说明负债率能够对企业的投资产生约束效应。

其次，文章探究了银行长期贷款的存在如何影响负债融资对企业投资的刚性约束效应。为此，在模型(1)中我们加入负债率与是否拥有长期贷款两个变量的交互项Lev*dumloan，分别进行混合OLS回归和固定效应回归，得到的回归结果如表6的第(3)列和第(4)列所示。

对第(3)列的混合OLS的回归结果而言，负债率(Lev)的回归系数为-0.1143，且在1%水平下显著，说明投资率与负债率显著负相关，存在负债对投资的刚性约束效应；而交互项Lev*dumloan的系数显著为正，说明银行长期贷款的存在会减弱负债对投资的刚性约束效应，从而在一定程度上提高了企业的投资水平。对第(4)列的固定效应回归结果而言，负债率(Lev)的系数也显著为负，交互项的系数同样显著为正，从而能够得到与混合OLS回归一致的结论。

表6 长期贷款与负债融资对投资的刚性约束效应

(2)企业性质与负债对投资的刚性约束效应

为研究不同性质的企业间银行长期贷款对其投资水平的影响差异，样本可以分为国有企业和民营企业，分别进行混合OLS回归和固定效应回归，得到的结果如表7所示。

表7的第(1)(2)列是混合OLS的回归结果，可以看出，无论是国有企业，还是非国有企业，负债率Lev的回归系数都为负，交互项Lev*dumloan的系数都显著为正。但对国有企业回归中，Lev*dumloan的系数为0.1508，大于非国有企业样本回归中Lev*dumloan的系数，这说明在国有企业中，银行长期贷款的存在更能弱化负债对企业投资的刚性约束效应，从而使得国有企业拥有更高的投资水平。

表7的第(3)(4)列是固定效应回归结果，可以看出，负债率Lev的系数都显著为负，且对国有企业样本回归中，Lev*dumloan的系数显著，为0.1381；非国有企业样本回归中，Lev*dumloan系数显著，为0.0954，小于国有企业。所以也可以得出结论：相比于非国有企业，国有企业中银行长期贷款的存在弱化了负债融资对企业投资的刚性约束效应，国有企业拥有更高的投资水平。

以上结果验证了假设1。

表7 企业性质与负债对投资的刚性约束差异

(三)银行长期贷款与企业投资效率

本部分将探讨银行长期贷款与企业投资效率的关系，采用模型(2)来计算过度投资规模，然后以模型(1)为基础对过度投资进行回归，限于文章篇幅，本部分未列出关于模型(2)的回归结果。

先对总体样本进行回归，然后按照是否存在银行长期贷款将样本分为两组进行回归，得到的回归结果如表8所示，其中，第(1)(2)(3)列是混合OLS的回归结果，第(4)(5)(6)列是固定效用的回归结果。

混合OLS的回归结果中的第(1)列中，负债率Lev的系数显著为负，说明企业存在负债对过度投资的刚性约束效应。在第(2)(3)列分组样本回归中，负债率Lev的系数都为负，但存在银行长期贷款样本回归结果中Lev系数的绝对值小于不存在银行长期贷款样本组Lev系数的绝对值。这说明银行长期贷款的存在弱化了负债融资对过度投资的约束效应，从而降低了企业投资效率。

在固定效应的回归结果中，负债率Lev的系数都显著为负，说明企业存在负债对过度投资的刚性约束效应。在第(5)(6)列的分组样本回归中，存在银行长期贷款样本组Lev系数的绝对值小于不存在银行长期贷款样本组Lev系数的绝对值，这说明银行长期贷款的存在弱化了负债融资对过度投资的约束效应，从而降低了企业投资效率。得到的结论与混合OLS回归的结果一致。

本部分的实证结果验证了假设2。

表8 长期贷款与负债对过度投资的刚性约束效应

(四)政府干预与企业投资效率

文章采用樊纲等编写的《中国各省份市场化指数》中信贷资金分配的市场化指数来衡量政府对银行信贷的干预程度，用虚拟变量index来表示政府干预程度，若当年该省份的指数值大于当年的中值，则index=1，表示当年该省属于政府干预强的地区；反之，index=0，表示当年该省属于政府干预弱的地区。

以模型(1)为基础，将过度投资规模作为被解释变量，分别进行分组样本回归和含Lev、dumloan、index交互项的全样本回归，得到的回归结果如表9所示。其中，第(1)(2)列是分组样本的混合OLS回归结果，第(3)(4)列是分组样本的固定效应回归结果，第(5)(6)列分别是含交互项Lev*dumloan*index的全样本的混合OLS和固定效应回归的结果。

表9 政府干预与负债对过度投资的刚性约束

从第(1)(2)(3)(4)列的结果可以看出，无论是混合OLS还是固定效应回归，负债率Lev的系数都为负，Lev*dumloan的系数都为正，且政府干预强样本中交互项Lev*dumloan的系数都要大于政府干预弱样本中Lev*dumloan的系数，说明了长期贷款的存在弱化了负债对企业过度投资的刚性约束效应，在政府干预强的地区，这种弱化效果更加显著。所以，当存在银行长期贷款的企业处于政府干预强的地区时，企业的投资效率更低。

从第(5)(6)列的全样本回归结果可以看出，负债率Lev的系数都显著为负，而Lev*dumloan的系数和Lev*dumloan*index的系数虽然都不显著，但符号为正，这也说明了在政府干预强的地区，银行长期贷款对企业过度投资的刚性约束作用更弱，企业的投资效率更低。这进一步验证了假设3。

可以看出，无论是对样本进行分组分析，还是进行全样本分析，得到的结果都说明了政府对银行信贷资金配置的干预，减弱了银行长期贷款对企业过度投资的刚性约束效应，降低了企业的投资效率，进而降低了银行信贷资金的配置和使用效率。

(五)外部治理机制与企业投资效率

产品市场竞争一直被认为是企业重要的外部治理机制之一，文中采用赫芬达尔-赫尔曼指数(HHI)来度量产品市场竞争，其计算公式如下：

其中，MIi表示第i家企业的主营业务收入。HHI指数衡量了产业市场集中度，HHI指数越大，说明产业集中度越高，市场的竞争度越低。

同时，本文按照HHI指数的年度均值将样本分为高竞争组和低竞争组，用变量hhi来表示，并对主要变量进行了均值T检验，得到的结果如表10所示。可以看出，随着竞争度的增加，样本公司过度投资率Iover的均值呈显著下降趋势，说明外部市场的激烈竞争会对企业的过度投资行为产生抑制效应。此外，负债率Lev以及各内部治理结构变量的组间均值也存在显著差异。

文章研究了在不同产品市场竞争度下，银行长期贷款如何影响企业的投资水平和投资效率。新投资率和过度投资率分别进行分组样本回归，然后将交互项Lev*dumloan*hhi加入到回归方程中，进行全样本分析，最后得到的固定效应回归结果如表11所示，其中第(1)(2)(3)列是对新投资率的回归结果，第(4)(5)(6)列是对过度投资率的回归结果。

可以看出，负债率Lev的系数显著为负，说明仍存在负债融资的刚性约束效应。对新投资率的分组样本回归结果中，交互项Lev*dumloan的系数都显著为正，但低竞争组Lev*dumloan的系数值要大于高竞争组，这说明银行长期贷款的存在减弱了负债融资对企业投资的刚性约束效应，且外部市场竞争强度越低，这种减弱效果越强，从而企业的投资水平越高。在全样本回归中，Lev*dumloan*hhi的系数为负，进一步验证了结论的正确性。

对过度投资率的回归结果也存在类似结论：Lev*dumloan的系数显著为正，低竞争组交互项Lev*dumloan的系数大于高竞争组，且全样本回归结果中Lev*dumloan*hhi系数为负。这说明银行长期贷款的存在弱化了负债对企业过度投资的刚性约束效应，而且随着产品市场竞争度的加剧，这种弱化作用在逐渐减弱，从而外部市场竞争越激烈，企业的过度投资率越低，企业的投资效率越高。

以上结果验证了假设4。

表10 产品市场竞争高低的均值t检验

表11 产品市场竞争与负债对过度投资的刚性约束

(六)稳健性检验

首先，本文将原始数据在1%和99%水平下进行缩尾处理，再按照上文的研究思路进行回归，结果发现负债率(Lev)等关键变量的符号与前文一致，可以得到与前文一致的结论。

其次，使用Heckman两阶段模型来诊断模型的内生性。第一阶段的Probit估计模型如下：

dumloanit=β0+β1TRit-1+β2QRit-1+β3OPRit-1+β4MPt+εit

其中，dumloan表示企业是否拥有银行长期贷款的虚拟变量。模型中选取的解释变量都是不包括在模型(1)中但影响企业获取银行长期贷款的因素，其中，TR表示企业的应收账款周转率，QR表示企业的速动比率，OPR表示企业的经营活动产生的净现金流量与带息负债的比率，MP表示宏观货币政策的松紧度。文中使用中国人民银行和国家统计局联合发布的《银行家问卷调查报告》中的货币政策敏感指数来表示货币政策的松紧度：当MP=1时，表示货币政策宽松；当MP=0时，表示货币政策紧缩。将上述模型估计出来的逆米斯比率(用Mills表示)作为一个解释变量代入到前面所有的回归分析中，发现虽然在有些回归结果中，Mills的回归系数显著，表明模型存在一定的内生性，但是关键变量Lev、Lev*dumloan以及Lev*dumloan*index回归系数的符号与原回归结果一致，所以并不会影响本文结论的可靠性，限于篇幅，这里未列出回归结果。

最后，文章还采用了倾向匹配得分法进行稳健性检验：先用logit回归发现能够显著影响企业是否拥有银行长期贷款的因素，包括负债率(Lev)、第一大股东持股比例(NO1)、两权分离度(Level)、企业增长机会(Grow)、公司规模(Size)、公司股改(Split)，然后选取一对三的最近邻匹配法进行匹配,得到的结果如表12所示。可以看出，基于过度投资率(Iover)计算出的ATT值为3.34，且在1%的水平上显著，即说明存在银行长期贷款的企业拥有更高的过度投资率。另外，本文还进一步利用匹配后的样本对主要的模型进行回归，得到的回归结果如表13所示，可以看出，负债率的系数显著为负，说明存在负债对企业过度投资的刚性约束效应。同时，交互项Lev×dumloan的系数显著为正，说明银行长期贷款的存在弱化了负债对企业过度投资的刚性约束效应，提高了企业的过度投资率。这与前文的结论一致，进一步验证了结论的稳健性。

表12 倾向得分匹配结果

表13 倾向得分匹配后样本回归结果

五 结 论

文章以2003-2017年我国沪深A股上市公司为研究对象，重点研究了银行长期贷款的存在对企业投资效率的影响，结果发现：银行长期贷款的存在弱化了负债对企业过度投资的刚性约束效应，虽然提高了企业的投资水平，但在一定程度上降低了企业的投资效率。

银行信贷是我国上市企业的主要资金来源，其配置质量对实体经济的发展起着至关重要的作用。然而，由于产权性质的不同以及政府干预的存在，我国企业在获取银行贷款的难易方面存在差异，导致了不同类型企业的自由现金流存在一定的差异，从而影响了企业的投资效率。此外，企业内外部治理机制不健全，无法形成对股东和管理层的有效监督，使得公司更容易产生非效率投资。

基于文章的研究结论，提出以下政策建议：第一，减少政府对银行信贷行为的干预，公平对待国有企业和民营企业，重视非公有制经济对我国经济发展的作用，在尊重市场规律的前提下，重点支持发展前景好但融资困难的民营企业；第二，继续推进国有企业的改革，降低国有企业的预算软约束程度，进一步完善企业的内外部治理机制，减少股东、债权人和管理层之间的信息不对称，约束管理层的过度投资行为；第三，大力发展企业债券市场，进一步拓宽企业的债务融资渠道，提高负债融资对企业非效率投资的约束作用。