债务杠杆与企业投资：双重预算软约束视角，本文主要内容关键词为：杠杆论文,债务论文,视角论文,预算论文,企业论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
一、引言
根据Modigliani和Miller(1958)的理论，在无交易成本等一系列严格假定条件下，企业的投资决策仅取决于项目的净现值，与融资结构无关。然而，一旦放松这些假定，学者们普遍认为，企业的投资决策将受到信息和代理成本的影响，导致投资决策和融资决策之间存在交互影响(Stein,2002)。Jensen(1986)认为，经理的帝国主义(empire-building)容易导致企业过度投资，因为经理可以从控制更多的资源中获取个人私利。针对经理的这一机会主义行为，以Jensen为首的学者们开出的药方之一是强调债务的治理角色。该理论认为，债务的还本付息特征约束了经理的回旋余地，如果经理无法按时履行支付利息和本金的承诺，则债权人依法启动破产或重组机制的威慑力将能够使得经理在投资决策前三思而行(Jensen,1989)。Hart和Moore(1995)也认为，“硬”债务能够约束管理层的乱花钱行为，从而限制经理建立公司个人帝国的能力。如果上述理论成立，则随着企业负债水平的提高，经理所受的硬约束增强，其就更有可能在事前放弃过度投资的决策，从而，当前债务杠杆和企业未来投资增长将呈负相关关系。
Lang、Ofek和Stulz(1996)以1970～1989年美国上市公司为研究样本，首先对上述理论进行了实证检验。在控制企业的投机机会后，他们的研究发现，企业的投资增长同当前债务杠杆呈负相关，尤其对于那些投资机会缺乏的公司而言，债务杠杆与投资之间的负相关关系更为显著，从而从经验证据上支持了债务对过度投资的控制功能假说。此外，Cleary(1999)就企业的财务状况对企业投资决策的影响进行了实证分析，研究同样表明，企业当前的债务杠杆会限制未来的投资增长。
然而，上述理论和证据都是以美国等发达国家为研究背景的。与发达国家明晰的产权制度、高度的市场化运行机制和完善的法律保护不同，我国企业的投资决策和银行的贷款决策都深受政府行为的影响。其中，最为经济学家们所诟病的就是社会主义国家普遍存在的预算软约束综合症问题（Kornai,1979；林毅夫、李志赟，2004）。那么，在国有企业和国有商业银行预算软约束的框架下，银行是否还能发挥其大债权人的监督职能？债务杠杆是否还能抑制企业的过度投资行为？显然，这些问题需要通过经验检验予以回答。
在我国，大多数对企业投资行为的研究都是基于投资一现金流的敏感性展开的。比如，冯巍(1999)以中国A股市场1995～1997年的135家上市公司为样本，发现股利支付率更低的公司，其投资对企业内部现金流更为敏感，从而认为我国上市公司也存在融资约束问题。相似的研究还包括郑江淮等(2001)，魏锋、刘星(2004)等。与此相反，张翼、李辰(2005)借鉴Handlock(1998)的研究，从股权结构入手考察投资和现金流之间的关系，研究发现，在我国国有上市公司中，存在着由自由现金流量导致的过度投资问题。
但是，从国外学者们的争论情况看，投资支出与现金流量之间的正相关关系存在着若干竞争性假说，在理论层面上远未达成一致意见①。因此，在考察投资和现金流量之间关系时，控制不同理论假设下的影响因素是相当关键的。此外，企业的外源融资又包括债权融资和股权融资两种方式，而中国制度背景下这两种融资方式与国外相比又有着显著差别。比如，中国上市公司的债权人主要是银行，且贷款利率也相对固定，这同国外上市公司以发行债券为主的负债融资存在显著的差别。因此，在中国，企业投资和现金流量之间的关系其实是相当复杂的，这可能会降低研究结论的可靠性和纯洁度。因此，本文认为，着眼于现金流并不是最好的、更不是唯一的研究企业投资行为的角度。
事实上，在银行贷款是我国上市公司投资的一个主要资金来源这一背景下，着眼于银行贷款和企业投资的关联度，可以直接考察银行债务是否发挥了对企业投资的控制功能。在此基础上，进一步分析银行贷款和企业投资之间的关系如何受预算软约束的影响，应当是理解现阶段我国预算软约束条件下企业的过度投资问题和银行债务治理效率的一个有效途径。本文围绕着债务对过度投资的控制功能，从银行贷款这一相对简洁的视角出发，通过实证分析企业投资支出和债务杠杆之间的关系，希望能为理解预算软约束下企业的过度投资问题和杠杆治理失效问题提供补充证据。
二、制度背景和假说发展
从理论上分析，西方财务学者们所强调的债务治理机制的一个重要前提条件是，债务必须具有硬约束功能，即一旦企业到期发生债务违约，则债权人将有足够的能力和意愿对债务人实施相应的惩罚，比如，要求企业依法破产，或追究企业经理的个人责任等。如果这一前提不成立，债务将难以限制经理的过度投资冲动，从而难以发挥其治理功能。进言之，人们就不容易从经验证据上观察到债务和投资支出之间的负相关关系。
那么，在我国当前的制度背景下，债务赖于发挥其治理功能的这一前提条件是否能够满足？为此，本文试图从企业的投资决策和债权人的放贷决策后面的体制背景这一视角进行分析。众所周知，在当前环境下，无论是中国的银行业还是中国的上市公司，都深受政府动机和行为的影响。当政府的角色纳入到企业的投资决策和银行的贷款决策的分析框架之后，我们发现，西方财务理论所强调的债务治理的先决条件，即债务的硬约束特征，事实上难以有效满足。
首先，从债权人角度看，由于没有国外发达的债券市场，我国上司公司的债权人一般是商业银行，特别地，国有商业银行又在其中占据着主导地位。尽管目前银行业的市场化改革正在进行，但是，由于体制因素积淀的商业银行的特殊性，国有商业银行尚未完全转变成真正意义上的市场主体。从改革中我国商业银行积累了远超过其自身资本的大量不良贷款但仍然继续运营这一事实来看，我国商业银行普遍存在的预算软约束状况并没有得到根本的改变（施华强、彭兴韵，2003）。
我国商业银行预算软约束的形成，同政府的角色是密切相关的。自1984年我国实行拨改贷以来，政府财政的直接控制力量下降，这同由财政分权改革以来地方政府有着强烈的扶持地方经济发展的意愿是相冲突的，为此，政府强化了对商业银行的控制，以便向政府偏好的企业和产业提供金融支持。因此，当政府推动的商业银行贷款出现问题时，政府自然有义务对商业银行提供支持，从而导致了商业银行对政府预算软约束的预期。同时，从我国商业银行的产权结构看，大部分银行都由政府直接控股或通过国有法人间接控股。在国家所有或国家控股的前提下，银行高级管理人员的任命和银行重大战略决策由政府决定。政府同时通过市场准入、业务范围、利率控制、银行服务定价等一系列监管措施，使中国的银行业牢牢控制在政府手中。从而，银行的理性行为必然以服从政府利益为要求（田利辉，2005）。
其次，在上市公司的投资决策上，也同样面临着来自政府的预算软约束问题。这是因为，国有上市公司的经理一般都同政府部门保持着密切联系，甚至不少国有上市公司的CEO本身就是政府官员。当内生于分权化改革体制下的政治利益激励导致政府官员有过度投资冲动时，迎合政府官员的利益目标便成为国有企业经理份内之事，而且，在国有上市公司中，政府是事实上的股东，从而使得政府也有能力直接干预经理的投资决策。这样，即使事后证明企业的事前投资决策是失误的，也会由于国有上市公司和政府这种紧密的政治关系，不但会导致投资的决策者并不会遭受到严厉措施的处罚，相反，政府还可能通过各种优惠措施（如税收减免、帮助企业获得银行贷款减免或展期等）来支持企业。反过来，企业对这种来自政府的预算软约束的预期又会进一步刺激国有企业经理做出过度投资的决策。的确，易纲、林明(2003)的分析表明，国有企业经理一直存在着“费用”最大化、进而导致投资最大化的倾向。
由上面的分析可见，在我国当前转轨经济背景下，政府、国有商业银行和国有企业之间形成了一个双重预算软约束框架。其背后的大致运行机制是，追求经济增长或其他政策目标的政府首先有动机干预国有企业做出过度投资决策，而由于企业过度投资必然伴随着对资金的过度需求，此时，政府又开始促成国有商业银行做出对企业贷款的决策。当事后投资项目失败时，由于企业和银行同政府的紧密关系以及政府的自身责任问题，政府会做出救助国有企业和国有商业银行的行动，以弥补银行的损失或降低国有企业经理的责任。而由于对政府隐性担保的预期，银行也愿意向国有企业提供贷款，这样至少可以做大银行贷款的分母，在短期内降低银行的不良贷款率。同时，由于无需承担投资项目失败的风险，国有企业经理也乐意做出过度投资的决策，因为其可以从企业的扩张中获得更多的私人利益。
在这种双重预算软约束框架下，国有商业银行对国有企业的贷款由于不具备硬约束特征，难以发挥其治理功能。一方面，国有商业银行由于存在着对事后贷款回收的政府隐性担保预期，从而降低了银行在贷款后对国有企业监督的激励，即使在国有企业贷款违约后，国有商业银行也没有强烈的动机追究国有企业的责任。因此，债务的治理功能就将遭到削弱，再也无法取得Jensen等人推崇的控制企业过度投资的效果。同时，国有企业对政府的预算软约束预期以及政府对国有企业投资决策的干预，也会导致企业不惜过度举债，以支持企业的投资扩张。如此，对于双重预算软约束问题严重的公司而言，当前的债务水平和企业未来的投资支出之间的负相关关系就应该不明显，甚至不再相关。
那么，如何衡量企业面临的双重预算软约束程度？借鉴前人的研究成果，本文选择上市公司的国有股权性质和比例作为双重预算软约束的代表变量。Hart、Shleifer和Vishny(1997)认为，尽管不能排除民营企业通过贿赂等手段保持与政府和银行的特殊关系，但一般意义上讲，国有企业比民营企业更容易获得预算软约束。同时，Li、Liang(1998)认为，预算软约束程度同国有股权比例正相关。当上市公司中国有股权比例上升到一定程度时，国有上市公司经理对来自政府和商业银行的预算软约束预期开始增强，并且这种预算软约束预期将随着国有股权比例的上升而随之增强。另一方面，随着国有股权比例的上升，国有商业银行也会形成对政府救助国有上市公司的预期，从而强化银行贷款的预算软约束。
根据前文分析，企业面临的双重预算软约束程度会削弱债务的治理功能，从而会冲淡当前债务杠杆与未来投资支出之间的负相关关系，即投资支出对债务的敏感性会降低。由于企业的国有股权性质和比例同双重预算软约束程度正相关，由此，本文提出如下研究假设：
假设H：相对于非国有上市公司，国有上市公司的投资支出对债务杠杆的敏感性更低，并且，在国有上市公司中，随着国有股权比例的提高，投资支出对债务杠杆的敏感性逐渐下降。
三、数据样本和研究变量
本文以中国证券市场2000～2004年5年中存在的所有A股上市公司为初始样本，剔除了金融类和数据缺失的公司。为了消除极端值的影响，我们还剔除了0～1%和99%～100%之间的极端值样本。本文所使用的财务数据来自CSMAR中国股票市场研究数据库，股权结构数据来自Wind金融数据库。
本文的投资支出变量定义为t+1年固定资产原值改变量除以t年末的固定资产净值②。这也是大部分经验研究中所采用的变量（例如，Fazzari等，1988），用Gross-Inv表示。这里的t年分别指1999～2003各年。由于债务杠杆可能对自由裁量的投资(discretionary investment)③有着更强烈的影响，因此在敏感性检验部分，本文使用了第二个投资支出变量，定义为t+1年固定资产净值的改变量除以t年末的固定资产净值，用Net-Inv表示。
由于前文的分析主要是围绕着银行贷款展开的，为此，本文使用的债务杠杆为t年末公司银行借款余额除以t年末的总资产，用Book-Lev表示。另外，参照Lang等(1996)的做法，在敏感性检验部分，我们还使用了市场价值为基础的杠杆(Market-Lev)，其计算公式为：Market-Lev＝银行借款期末余额／（银行借款期末余额＋非流通股期末账面价值＋流通股期末市场价值）。
为确保实证结果的稳健性，本文从两个角度定义上市公司的国有股权比例。第一个角度着眼于公司股份中总的国有股权比例，定义为t年末公司国家股和国有法人股股份之和除以t年末公司总股份，用State表示。如果State为0，则该公司是非国有性质。之所以将国家股和国有法人股直接相加，是因为从最终控制人角度考虑，国有法人股的终极所有者也能追溯到各级政府。第二个角度着眼于公司的第一大股东的性质和比例，如果第一大股东为政府或国有法人，则认为是国有企业(Property=1)，否则便为非国有企业(Property=0)。第一大股东所持股权比例用Lshr1表示。
为了考察投资和债务杠杆之间的关系，需要控制影响投资的其他因素。根据相关文献，我们控制了以下因素：(1)公司的成长性。我们分别使用了以市场为基础和以会计指标为基础的代表变量。第一个变量是公司年末TobinQ值。这是国外文献中最通用的代表成长性的变量。Tobin Q值的具体计算公式为：TobinQ＝（每股价格×流通股份数＋每股净资产×非流通股份数＋负债账面价值）／总资产。公式中所有数据均为t年年末数。另外两个表示成长性的代表变量来自两组会计指标。分别是以一年（t年相对于t-1年）和三年衡量（t年相对于t-3年）的主营业务收入增长率、主营业务利润增长率和息税前利润增长率三个指标。这三个指标不但衡量了量（规模）的增长，也衡量了质（经济效益）的增长。为综合这三个会计指标，本文采用因子分析法，将这三个会计指标综合成一个公共因子，分别用Growth-one和Growth-three表示。(2)公司的息前现金流量。自Fazzari等(1988)以来，大量关于投资的融资约束效应检验都发现公司投资同公司的内部资金存在正相关关系。根据上述文献普遍的定义，我们用t年的净利润、折旧和摊销、计提的资产减值准备和利息费用之和除以t年初的总资产作为现金流量的代表变量，用Cash flow表示④。另外；我们还设置了四个年度的虚拟变量，以控制投资在年度间的差异。我们没有插入行业虚拟变量，是因为本文研究的是投资支出相对于债务杠杆的敏感性，而非考察投资的影响因素。取而代之的，在敏感性检验部分，我们分别用行业中值对因变量和主要解释变量进行调整，然后进行回归。表1是各变量数值的描述性统计。
表1 主要变量的描述性统计结果
四、回归结果及分析
（一）不同产权安排下投资支出对债务杠杆的多元回归
为考察不同产权结构下投资支出对债务杠杆敏感性的差异，我们首先将全体样本按照国有股权比例进行分组。由于本文从两个角度定义的国有股权，相应地我们也分别按照上述两个标准进行分组。具体来说，第一种分类方法着眼于国有股权占总体的比例(State)，将样本分成非国有企业(State=0)、国有相对控股企业(0＜State≤50%)和国有绝对控股企业(State＞50%)三组；第二种分类方法着眼于第一股东的性质和比例，同样将样本分成非国有企业(Property=0)、国有相对控股企业（Property=1且Lshrl≤50%）和国有绝对控股企业（Property=1且Lshrl＞50%）三组。然后，针对每组样本，分别将投资支出对债务杠杆和控制变量进行多元线性回归⑤。在所有的回归中，为克服非均衡面板数据中可能的异方差影响，我们使用了white方差调整后的T统计量。此外，我们还检验了不同组别中投资对债务杠杆的敏感性是否存在统计上的差异。相应的实证结果见表2。
表2 不同样本组中投资支出对债务杠杆的多元回归结果
注：各回归方程因变量均为Gross-Inv；表2中数据为各自变量的回归系数，括号内的数值为经white异方差稳健性修正的P值；***、**、*分别表示在0.01、0.05、0.1水平上显著，双尾检验。下同。
从表2的全样本回归结果看，投资支出和债务杠杆之间呈显著负相关。从总体上看，在其他条件相同的情况下，债务杠杆每上升1个百分点，投资支出将下降0.177个百分点，经济意义较为明显。但从分组的回归结果来看，各组投资支出对债务杠杆的敏感性并不相同。从按国有股权占总体的比例分组回归情况来看，在非国有企业样本组(1)中，投资支出对债务杠杆的敏感系数为0.325，高于国有企业样本组(2)和(3)的敏感系数。特别是，在样本组(3)中，投资支出对债务杠杆之间的关系在统计意义上不再显著。而且，比较样本组(1)和样本组(3)中债务杠杆的回归系数，容易发现两组系数差异高达0.311。按照第一大股东分组得到的结论类似。同时，我们还发现，在非国有企业和国有相对控股企业两组样本中债务杠杆回归系数的差异并不显著，预示着只有当公司中国有股权比例上升到一定程度时，预算软约束才开始对企业的投资行为和银行放贷决策产生影响。此外，国有相对控股企业的债务杠杆回归系数高于国有绝对控股企业。在控制变量上，企业现金流量(Cash flow)在各组回归中均与投资支出在1%水平上保持正相关，这与理论预期一致。但在投资支出同成长性的关系上则表现较为紊乱。从总体分组回归结果看，基本支持了我们的假设。即当上市公司中国有股权比例达到一定程度后，由于政府、银行和国有企业之间的双重预算软约束，结果使得债务杠杆治理的功能趋于失效，导致投资支出对债务杠杆不再敏感。
（二）投资支出对债务杠杆的敏感性：国有股权比例的影响
前文分析认为，随着国有股权比例的上升，预算软约束程度加深，因此，我们预期，在国有上市公司中，随着国有股权比例的提高，投资支出对债务杠杆的敏感性会逐渐下降。为检验这一假设，我们引入了国有股权比例和债务杠杆的乘积项，并将此乘积项和其他变量合在一起对投资支出进行多元线性回归。在统计分析时我们发现债务杠杆(Book-Lev)同债务杠杆与国有股权比例的乘积项存在严重的多重共线性，为此我们使用了岭回归分析法（回归结果见表3）。
表3 投资支出对债务杠杆的敏感性：引入国有股权比例的回归结果
从表3可以发现，在模型(7)中，债务杠杆与国有股权比例的乘积项(Book-Lev×State)的系数为正，且在5%水平上显著。表明随着国有股权比例的上升，投资支出与债务杠杆之间的负相关关系将减弱，即投资支出对债务杠杆的敏感性将逐渐降低。模型(8)和模型(9)则分别报告了国有企业和非国有企业中，投资支出对债务杠杆的敏感性与第一大股东持股比例之间的关系。由模型(8)可见，当第一股东为国有性质时，随着第一大股东持股比例上升，投资支出对债务杠杆的敏感性逐渐降低。而当第一大股东为非国有性质时，第一大股东持股比例的变化并不会对投资支出和债务杠杆之间的关系产生显著影响。这说明，与股权集中度相关的代理问题可能并不是导致投资支出与债务杠杆之间关系变化的根本原因，而与国有股权比例相伴随的预算软约束问题更可能成为理解投资支出与债务杠杆之间关系的基础。
（三）敏感性检验
为检验上述结论的稳健性，我们执行了如下敏感性分析：(1)考虑行业效应的影响。由于企业的投资和融资行为都可能存在行业差异，为消除这一影响，我们首先对因变量和主要解释变量按各自的行业中值分别进行调整，然后再进行回归。回归结果对前文的结论没有产生实质性影响。(2)由于投资支出对债务杠杆的敏感性可能随着债务水平的变化而变化，因此可能会对前文的结论产生影响。为此，我们分别比较了非国有企业、国有相对控股企业和国有绝对控股企业的债务水平的均值，发现各组间债务杠杆水平并不存在显著性差异，说明前文的结论并不会受到这一因素的影响。(3)变量替换。我们分别用净投资支出水平(Net-Inv)替换总投资支出水平(Gross-Inv)、用市场杠杆(Market-Lev)替代账面杠杆(Book-Lev)进行回归，回归结果与前文结论一致。此外，由于本文的解释变量相对于因变量而言是滞后一年的，因而模型的内生性问题的影响也相对较小。基于上述敏感性分析，我们认为前文的结论是比较稳健的。
五、研究结论
一般认为，相对于纯市场经济体制，转轨经济体制下的企业投资行为有着明显的自身特征(Stigliz,1994)。由于国有产权带来的预算软约束，导致一方面国有企业经理在获得投资带来好处的同时又经常无需承担不良投资导致的后果，这很容易致使企业经理在超越自身实力情况下依然不惜举债进行过度投资，而另一方面，由于国有商业银行存在着对政府救助国有企业以及其自身的预期，这不可避免地扭曲了银行事前的放贷决策和事后的监督激励，债务的治理功能自然大打折扣。以我国2000～2004年上市公司的经验数据为样本的研究发现，当上市公司国有股权超过一定程度后，企业投资支出对于负债水平不再敏感，并且，随着国有股权比例的上升，企业投资支出对债务杠杆的敏感度逐渐下降。该结论表明，委托代理框架下本已严重的国有企业代理问题由于预算软约束的影响而进一步恶化，并同时导致商业银行不良贷款的累积，加剧了金融风险。当政府无法做到对产权性质不同的企业或银行一视同仁时，就会影响到经济的整体运行效率。
注释：
①关于投资和现金流量关系的理论争论参见Kaplan、Zingales(1997)和Fazzari、Hubbard、Petersen(1996)的研究。
②这里的固定资产包括了资产负债表中的在建工程和工程物资。
③一般来说，企业在旧资产更新决策上的自由裁量权较小。因为如果不对旧设备、旧厂房等固定资产进行更新，会直接影响企业的现行生产能力。
④这种定义下的现金流量类似于自由现金流量，但我们加回了利息费用部分。根据Lang等(1996)的观点，利息费用同债务杠杆之间一般存在正的关系，因此减去利息费用之后的现金流量也会同债务杠杆保持一定的关联，这可能会影响到投资和债务杠杆之间的关系。为此，有必要将利息费用加回到现金流量中。
⑤由于代表成长性的三个变量的相关系数均在0.5以下，因此，我们在回归中同时纳入三个变量，以尽可能地控制公司成长性对投资支出的影响。多重共线性诊断显示，所有回归方程中各自变量的VIF均小于2.5，表明也确实不存在严重的共线性问题。
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