債務(wù)異質(zhì)性、宏觀經(jīng)濟與上市公司投資

(南京大學(xué) 商學(xué)院， 江蘇 南京 210000)

一、引言

近年來，中國經(jīng)濟進入了增速回落的“新常態(tài)”時期。作為處于轉(zhuǎn)型期的新興經(jīng)濟體，總供給要素的變化趨勢表明，我國宏觀經(jīng)濟必須從追求高速增長階段轉(zhuǎn)入強調(diào)高質(zhì)量發(fā)展階段。微觀企業(yè)投資是宏觀經(jīng)濟增長的基礎(chǔ)，企業(yè)需要根據(jù)不同的生存環(huán)境調(diào)整融資和投資決策。如何理解宏觀經(jīng)濟發(fā)展的客觀規(guī)律，精準把握戰(zhàn)略變化的時機和幅度，及時適應(yīng)宏觀經(jīng)濟環(huán)境以應(yīng)對潛在風(fēng)險[1]，是企業(yè)提高投資效率、增加企業(yè)價值的關(guān)鍵。鑒于外生于企業(yè)的宏觀變量對企業(yè)存在不容忽視的深刻影響[2]，可能需要更多地從宏觀經(jīng)濟變量中獲取證據(jù)，放寬財務(wù)學(xué)中關(guān)于企業(yè)融資行為和投資行為的嚴格假設(shè)，拓展個體主義方法論下的研究模型[3]，以更好地解釋微觀企業(yè)行為。

基于以上背景，我們將宏觀經(jīng)濟變量引入企業(yè)債務(wù)融資對企業(yè)投資行為影響機制的分析中，試圖解釋在不同的宏觀經(jīng)濟“場景”下，企業(yè)融資決策對投資規(guī)模以及投資效率的影響機理。企業(yè)債務(wù)融資治理機制的相關(guān)理論主要包括利益相關(guān)者理論[4]、激勵—約束理論[5]和控制權(quán)轉(zhuǎn)移理論[6]；債務(wù)融資作為一項重要的外部治理機制，可以促使債權(quán)人積極參與公司治理、監(jiān)督管理層行為；緩和股東和管理層之間的利益沖突、降低代理成本。債務(wù)融資的多樣化使很多研究開始關(guān)注不同類型的負債對公司投資行為治理機制[7-8]。以MM理論[9]為代表的西方經(jīng)典資本結(jié)構(gòu)理論中暗含的是債務(wù)同質(zhì)性假說：不同類型的負債不存在性質(zhì)差異，不同來源、不同期限結(jié)構(gòu)的公司債務(wù)被視作同質(zhì)的?！皞鶆?wù)”的概念通常狹隘地特指金融性負債。而與其相對應(yīng)的經(jīng)營性負債，則通常被作為“商業(yè)信用”而被納入“營運資金”作為研究對象[10]。債務(wù)異質(zhì)性理論在承認債務(wù)具有不同規(guī)模結(jié)構(gòu)、期限結(jié)構(gòu)和來源結(jié)構(gòu)等基礎(chǔ)上應(yīng)運而生，而債務(wù)來源結(jié)構(gòu)相較于規(guī)模和期限結(jié)構(gòu)而言更具內(nèi)在本質(zhì)層面的理論與現(xiàn)實含義，是債務(wù)異質(zhì)性理論的核心內(nèi)涵。

本文遵循債務(wù)異質(zhì)性理論的本質(zhì)要義，將兩類代表宏觀經(jīng)濟因素的變量、債務(wù)異質(zhì)性和企業(yè)投資行為三者納入同一研究框架，考察在不同的宏觀背景下，債務(wù)異質(zhì)性與企業(yè)投資行為之間關(guān)系的變化。研究發(fā)現(xiàn)，債務(wù)異質(zhì)性對企業(yè)投資支出總額、凈額以及投資扭曲程度顯著負相關(guān)；宏觀經(jīng)濟運行狀況變量對債務(wù)異質(zhì)性與投資支出水平、投資扭曲程度之間的相關(guān)關(guān)系呈逆向調(diào)節(jié)作用；貨幣政策變量對債務(wù)異質(zhì)性與投資支出水平之間的關(guān)系存在正向調(diào)節(jié)作用，而對債務(wù)異質(zhì)性和投資扭曲程度之間則存在逆向調(diào)節(jié)作用。

本文的主要貢獻有：第一，從微觀機制出發(fā)，將微觀理論與宏觀背景進行有效結(jié)合。新凱恩斯主義通常注重經(jīng)濟的宏觀均衡狀態(tài)特征，并不關(guān)心均衡產(chǎn)生的微觀基礎(chǔ)。本文則視宏觀因素為企業(yè)決策的外部條件和重要影響因素，認為不同的宏觀經(jīng)濟因素可能會使企業(yè)在面臨不同的資金供給條件時調(diào)整自身投資策略；探究了宏觀經(jīng)濟因素對企業(yè)融資與投資之間的影響機制，而已有文獻通常將宏觀沖擊作為影響企業(yè)投資或風(fēng)險狀態(tài)的解釋變量而被引入模型[11-13]。第二，本研究以我國新興市場特征下的宏觀經(jīng)濟為背景，探究企業(yè)面對不同的貨幣政策而取舍相應(yīng)的融資安排，而不僅僅是考察負債融資總量及結(jié)構(gòu)的變化，豐富了貨幣政策傳導(dǎo)機制的研究內(nèi)容，為債務(wù)異質(zhì)性對投資行為的影響效應(yīng)提供了新的解釋。第三，本研究對于企業(yè)處于不同宏觀經(jīng)濟背景下，依據(jù)融資安排而提高投資效率提供了有益的思路，通過關(guān)注企業(yè)自身所處內(nèi)、外部環(huán)境，減低非效率投資；為優(yōu)化企業(yè)行為以應(yīng)對風(fēng)險提供可能的參考和借鑒。

二、文獻綜述

(一)債務(wù)異質(zhì)性與企業(yè)投資行為

在企業(yè)實踐中，債務(wù)異質(zhì)性是普遍存在的事實[14]。不同類型的債務(wù)對企業(yè)投資行為的影響存在差異，合適的債務(wù)結(jié)構(gòu)搭配則可以減少投資扭曲行為[15]。不同類型的債務(wù)對企業(yè)行為產(chǎn)生不同的治理功能，因此有必要打破“債務(wù)同質(zhì)性”假說。其一，按照不同的治理功能，David等(2008)[7]將企業(yè)負債融資分為交易性負債和關(guān)系型負債，認為相比基于嚴格契約的交易性負債，關(guān)系型負債的債權(quán)人由于能夠擁有更多債務(wù)人信息而使得關(guān)系型債務(wù)對于企業(yè)投資具有更多的治理功能。其二，按照來源不同，Nissim和Penman(2001)[16]將負債融資劃分為經(jīng)營性負債和金融性負債，并認為經(jīng)營性負債更能促進公司盈利水平的提升。黃蓮琴和屈耀輝(2010)[17]使用中國數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，相比金融性負債，經(jīng)營性負債更多來源于企業(yè)在經(jīng)營過程中積累的利益相關(guān)方，并且所得資金多用于企業(yè)自身經(jīng)營而非擴張，因此在支出時可能會更加謹慎；經(jīng)營性負債的債權(quán)人在長期往來過程中更加了解企業(yè)的經(jīng)營狀況，可以對其償付狀況制定和調(diào)整其定價策略，從而比金融性負債更能發(fā)揮債務(wù)的監(jiān)督約束機制，更能約束企業(yè)過度投資行為，并對企業(yè)成長性產(chǎn)生更積極的影響。其三，負債融資按其期限則可以劃分為短期負債和長期負債。Jensen(1986)[18]認為，短期負債的定期還本付息壓力以及對企業(yè)破產(chǎn)的威脅，能夠在一定程度上約束股東對風(fēng)險偏好的心理及行為，從而減少股東的“資產(chǎn)替代”行為和過度投資行為；如果債務(wù)期限在增長期權(quán)到期之前結(jié)束，則可以減少“投資不足”[19]。信號理論認為，企業(yè)對債務(wù)期限結(jié)構(gòu)的選擇能夠傳遞關(guān)于質(zhì)量的信號：當(dāng)企業(yè)信息不對稱程度較高且交易成本高時，高質(zhì)量企業(yè)將發(fā)行更多的短期債務(wù)，質(zhì)量低的企業(yè)將發(fā)行更多的長期債務(wù)[20]。根據(jù)債務(wù)期限匹配理論，公司傾向于將資產(chǎn)和債務(wù)融資的期限進行匹配，使得債務(wù)期限與資產(chǎn)期限之間存在正相關(guān)關(guān)系[21]。另外，債務(wù)異質(zhì)性本身也對企業(yè)投資行為存在影響——債務(wù)來源異質(zhì)性對企業(yè)自由現(xiàn)金流與過度投資之間的關(guān)系具有逆向調(diào)節(jié)作用[22]。微觀企業(yè)的融資與投資行為的現(xiàn)有研究大多建立在新制度經(jīng)濟學(xué)委托代理理論[5]、信息不對稱理論[19]、高層梯隊理論[23]等框架下，立足于企業(yè)內(nèi)部因素來解釋企業(yè)投資行為。許多研究證實了企業(yè)層面特征變量作用于投資效率，如獨立董事治理作用[24]、高盈余管理公司的決策制定權(quán)和決策控制權(quán)分離度[25]、內(nèi)部控制缺陷信息披露[26]。以上關(guān)于融資—投資的研究基于主流投融資理論，雖然賦予了信息不對稱、委托代理等理論“中國式內(nèi)涵”，但忽略了中國情景下的宏觀經(jīng)濟因素對微觀企業(yè)決策的影響。

(二)宏觀經(jīng)濟運行狀況與企業(yè)投融資行為

將微觀企業(yè)所依存的宏觀經(jīng)濟因素納入考慮的研究中，已有文獻通常以其直接作為企業(yè)融資或投資行為的解釋變量。例如，Gilchrist和Himmelberg(1995)[27]認為某些公司層面的變量如外部融資資源(債權(quán)和股權(quán))受其直接或間接的影響；Fazzari等(1984)[28]發(fā)現(xiàn)宏觀環(huán)境不確定性可以作用于企業(yè)現(xiàn)金流；Custodio等(2005)[29]、Baum等(2005)[30]的實證結(jié)果表明經(jīng)濟衰退時企業(yè)傾向于持有更多現(xiàn)金；Granham等(2014)[31]認為公司特征變量不足以解釋美國1921年至2010年公司杠桿率的顯著提高，從而推測宏觀經(jīng)濟不確定性和金融市場的發(fā)展起到了重要作用。

多數(shù)研究發(fā)現(xiàn)企業(yè)的融資行為在總體上存在順周期性，但對于融資結(jié)構(gòu)在不同經(jīng)濟背景下的表現(xiàn)則均存在不一致的結(jié)論：一部分認為負債融資存在逆周期性[32]；另一部分則認為負債融資存在順周期性[33]。在國內(nèi)的相關(guān)研究中，蘇冬蔚和曾海艦(2009)[34]認為國內(nèi)上市公司資產(chǎn)負債率存在逆周期性；羅時空和龔六堂(2014)[35]發(fā)現(xiàn)我國上市公司的負債融資基本呈順周期性；吳華強等(2015)[36]則認為在經(jīng)濟擴張時期，由于托賓Q對負債融資的正向影響會增強而現(xiàn)金流對債務(wù)融資的負向影響會減弱，因而企業(yè)債務(wù)融資呈順周期性。當(dāng)宏觀經(jīng)濟上行時，雖然不確定性下降通過改變金融環(huán)境提升了融資成本[37-38]，但面臨的投資機會眾多[39]，以及對未來整體經(jīng)濟形勢和企業(yè)經(jīng)營的樂觀預(yù)期，此時債務(wù)異質(zhì)性的提高有可能使得投資支出削減的幅度相對降低。

(三)貨幣政策與企業(yè)投融資行為

貨幣政策一方面通過利率影響企業(yè)融資成本，一方面通過信貸渠道—銀行貸款的數(shù)量影響企業(yè)投資[40-41]，并顯著影響到企業(yè)財務(wù)杠桿的選擇[42]。貨幣政策趨緊時，企業(yè)面臨的融資約束程度較高，投資受到抑制[43]，而企業(yè)債務(wù)融資下降、投資效率提高[44]。若此時企業(yè)存在較高債務(wù)異質(zhì)性程度，管理層預(yù)期未來現(xiàn)金流難以支撐投資項目，從而減少其投資。當(dāng)貨幣政策寬松時，可貸資金量增加可能會鼓勵管理層采取更激進的投資行為[45]；企業(yè)外部融資溢價可能促進其投資支出[46]，信貸擴張降低了資源配置效率，并且強化了企業(yè)投資水平，信貸擴張會顯著降低投資—投資機會敏感度，進而降低投資效率。總的來看，在貨幣政策對企業(yè)負債融資以及投資行為方面的研究更為豐富，結(jié)論也較為一致。

已有文獻更多地是僅關(guān)注企業(yè)融資決策對投資的影響，或者僅僅研究宏觀經(jīng)濟狀況、政策與企業(yè)投資行為的基本關(guān)系，缺乏考慮不同的宏觀經(jīng)濟因素下微觀主體融資中的摩擦因素對投資行為的解釋。實踐中，經(jīng)濟因素通常并非孤立存在并發(fā)揮作用，對于企業(yè)投資行為則更可能是組合搭配、交互作用；而融資決策也深受宏觀經(jīng)濟因素的影響[47]，因而有必要嘗試從新的視角出發(fā)，將宏觀經(jīng)濟因素納入考慮并深入討論其對債務(wù)融資和企業(yè)投資行為之間相互關(guān)系的作用機理。

三、理論分析和假說提出

從負債融資結(jié)構(gòu)的研究統(tǒng)計來看，債務(wù)異質(zhì)性在我國上市公司普遍存在。債務(wù)異質(zhì)性(dhi)是企業(yè)各種負債來源的比重，其比值越大，表明各類負債的持有量越平均，債務(wù)來源多元化程度越高?；趥鶆?wù)契約理論，債權(quán)人與債務(wù)人通過債務(wù)契約關(guān)系來確定債權(quán)債務(wù)關(guān)系，債務(wù)異質(zhì)性意味著不同來源的負債對企業(yè)投資的治理機制不同。作為異質(zhì)性負債的經(jīng)營性負債，多來自于企業(yè)經(jīng)營性活動相關(guān)的上下游企業(yè)以及利益相關(guān)方(職工、政府等)，他們關(guān)系到企業(yè)的信譽及市場地位，管理層需要基于再融資約束而減輕其過度投資沖動[8]；同時，經(jīng)營性負債的債權(quán)人通?？梢愿鶕?jù)企業(yè)的行為調(diào)整其定價策略和償付期限；而債務(wù)人企業(yè)由此將減少自由現(xiàn)金流的支配，從而削減過度投資；多元化的債務(wù)契約的存在以及異質(zhì)性債權(quán)人的監(jiān)督，為保持聲譽起見，當(dāng)債務(wù)異質(zhì)性程度較高時，管理層有必要抑制其濫用自由現(xiàn)金流的動機，減少過度投資行為。較高的債務(wù)異質(zhì)性程度也不排除企業(yè)難以滿足于從單一融資渠道獲得資金的情況，此時企業(yè)本身面臨的融資約束較大，投資決策時可能更謹慎。因而債務(wù)異質(zhì)性可以通過不同性質(zhì)的負債帶來治理機制的補充和疊加，提高資源配置效率；異質(zhì)性債權(quán)人的監(jiān)督及企業(yè)對聲譽的保持，有助于緩解企業(yè)內(nèi)部代理問題，減少過度投資。另外，債務(wù)異質(zhì)性一方面通過公司治理，提高盈余質(zhì)量以降低投資現(xiàn)金流敏感性；另一方面，可能通過擴展的融資渠道增加企業(yè)資金來源，使必要的投資成為可能，從而提升投資效率。由此提出假說1和假說2。

H1債務(wù)異質(zhì)性程度越高，投資支出越低。

H2債務(wù)異質(zhì)性程度越高，投資扭曲程度越低。

通常認為債務(wù)異質(zhì)性程度對于企業(yè)過度投資行為存在兩類作用形式，一種是債務(wù)異質(zhì)性直接約束了企業(yè)過度投資[14]；一種是債務(wù)異質(zhì)性對超額現(xiàn)金持有和過度投資之間的關(guān)系具有負向調(diào)節(jié)作用[48]。實踐中，國內(nèi)企業(yè)在投資環(huán)境和融資環(huán)境方面需要面臨較為強勢的宏觀經(jīng)濟調(diào)控，并且宏觀經(jīng)濟不確定性程度對資金需求和投資支出之間的相關(guān)關(guān)系存在調(diào)節(jié)作用[49]。雖然債務(wù)異質(zhì)性通過公司治理等機制約束了企業(yè)投資行為，但經(jīng)營環(huán)境、投融資決策以及管理者預(yù)期等關(guān)系到企業(yè)層面的變量，同時顯著地受到外部宏觀經(jīng)濟因素的影響。由此推測，宏觀經(jīng)濟因素對于債務(wù)異質(zhì)性和企業(yè)投資行為之間可能存在相應(yīng)的調(diào)節(jié)作用。

宏觀經(jīng)濟運行狀況對企業(yè)投資行為的作用可能是多層次的，由于企業(yè)所處的宏觀經(jīng)濟場景不同，差異化的負債融資使得企業(yè)在投資行為上也面臨不同選擇。當(dāng)經(jīng)濟擴張時，由于融資機會通常存在順周期性的可能性，企業(yè)獲得投資所需資金的機會增加；此時在企業(yè)經(jīng)營層面，營業(yè)收入的增加將刺激企業(yè)提高資本支出[40]，管理者容易形成較為樂觀的宏觀經(jīng)濟發(fā)展預(yù)期；經(jīng)營活動的現(xiàn)金凈流量完成長期資產(chǎn)消耗的補償以及企業(yè)利息支出和現(xiàn)金股利的支付之后，可能對企業(yè)的擴張?zhí)峁┵Y金支持，配合金融性負債從而支撐企業(yè)產(chǎn)能擴張，形成更高的投資支出水平。因此，經(jīng)濟增長率較高時期使得債務(wù)異質(zhì)性程度對企業(yè)投資規(guī)模的增長的控制力下降。當(dāng)GDP增速下降，宏觀經(jīng)濟下行時，不確定性因素增多，企業(yè)管理層或許難以形成準確預(yù)期，債務(wù)異質(zhì)性帶來的替代性融資將作為重要的資金補充渠道提高財務(wù)穩(wěn)健性以應(yīng)對經(jīng)濟運行狀況，新增資金不再流向投資支出，債務(wù)異質(zhì)性的存在將使其對投資支出的抑制作用上升；同時企業(yè)管理層預(yù)期經(jīng)營風(fēng)險增加，獲得預(yù)期收益率的概率降低，即將面臨較強的融資約束等原因?qū)?dǎo)致公司用于投資支出的資金減少，從而增長率較低時期的宏觀經(jīng)濟運行狀況將促使較高的債務(wù)異質(zhì)性水平對投資規(guī)模的約束力下降，管理層不得不更加謹慎地面對投資機會，降低長期資金需求。

宏觀經(jīng)濟運行狀況既能夠作用于債務(wù)融資[50]，又可以抑制投資扭曲。一方面，經(jīng)濟增長較快時，信貸與實體經(jīng)濟之間存在的動態(tài)正反饋機制[51]將放大繁榮的幅度：微觀企業(yè)在給定資金成本利率下可能有擴大生產(chǎn)規(guī)模、增加利潤的沖動；銷售收入增加改善企業(yè)的現(xiàn)金流，減少外部融資的風(fēng)險溢價，可能導(dǎo)致投資過度；另一方面，邊際產(chǎn)出遞減規(guī)律可能導(dǎo)致投資規(guī)模下降[52]，而營業(yè)收入的增加、經(jīng)濟擴張期資產(chǎn)價格等各項成本的上升可能會促使管理層放棄NPV可能為正的投資機會，更多地關(guān)注能夠立即帶來收益的經(jīng)營活動，促進資源流入資本積累，從而導(dǎo)致投資不足?？傊?，上行的宏觀經(jīng)濟可能使債務(wù)融資對企業(yè)投資扭曲程度約束作用降低。反之，當(dāng)宏觀經(jīng)濟增長率較低時，投資活動的機會成本(資本積累的邊際產(chǎn)出)持續(xù)下降，基于成本收益分析，經(jīng)濟緊縮時期投資活動的成本將低于預(yù)期收益，這將引導(dǎo)企業(yè)加大投資活動；而產(chǎn)品市場的有效需求下滑導(dǎo)致期望收益率下降，市場的悲觀預(yù)期、盈利空間的縮小更有可能觸發(fā)債務(wù)契約中的限制性條款，而企業(yè)管理層為了避免違約帶來的損失，必須謹慎對待投資機會。因此，下行的宏觀經(jīng)濟運行狀況可能促進債務(wù)異質(zhì)性對投資扭曲程度的抑制作用。

根據(jù)上述分析，本文提出假說3和假說4。

H3GDP增長率對債務(wù)異質(zhì)性和上市公司投資規(guī)模之間的相關(guān)關(guān)系存在逆向調(diào)節(jié)效用。

H4GDP增長率對債務(wù)異質(zhì)性和上市公司投資扭曲程度之間的相關(guān)關(guān)系存在逆向調(diào)節(jié)效用。

從貨幣政策因素來看，當(dāng)貨幣供給充沛時，利率和信貸渠道使得資金使用成本降低，從金融機構(gòu)獲得資金更為容易[53]。從金融機構(gòu)來說，經(jīng)濟運行狀況的變化影響銀行對風(fēng)險的認知和定價，進而影響信貸的能力和意愿。貸款違約率的順周期性導(dǎo)致銀行對壞賬撥備下降，促使銀行提高放貸的能力和意愿；銀行的盈利水平及經(jīng)營狀況的改善，可以降低其外部籌集資本的成本，增加貸款資金的來源。此時，資金可獲得性增強可能會促使企業(yè)減少流動資產(chǎn)配置，而資產(chǎn)價格的上升可能也會造成企業(yè)減少投資支出。資產(chǎn)價格上漲的預(yù)期會自我強化直到方向轉(zhuǎn)變，而這可能降低企業(yè)管理者的投資意愿，同時在債務(wù)融資契約的約束之下，管理者將減少非效率投資。另一方面，債務(wù)異質(zhì)性程度較高可能表明在信用擴張、信貸條件較好的情況下，企業(yè)尚難以從單一融資渠道獲得的資金規(guī)模得到滿足，多方籌措資金的企業(yè)面臨的融資約束較大，此時投資規(guī)模對債務(wù)異質(zhì)性的約束更敏感，導(dǎo)致貨幣供應(yīng)量增加促進債務(wù)異質(zhì)性對投資支出的約束作用。當(dāng)貨幣供應(yīng)量增速放緩，企業(yè)會加大流動資產(chǎn)配置以保持一定的流動資產(chǎn)持有水平以應(yīng)對貨幣政策的不確定性；貨幣供應(yīng)量增速下降可能也會降低企業(yè)管理層對于未來流動性的預(yù)期，預(yù)計其將在未來面臨更強的融資約束，從而管理層希望通過重新配置資產(chǎn)、改變債務(wù)融資結(jié)構(gòu)以應(yīng)對融資的可獲得性下降的狀況；此時債務(wù)異質(zhì)性帶來的多元化負債融資將使得投資削減的幅度下降，貨幣供應(yīng)量M2增速下降可能使得債務(wù)異質(zhì)性對投資支出水平的約束力下降。而在經(jīng)濟衰退期，相關(guān)狀況正好相反，此時貸款違約率較高，貸款違約率的變化影響銀行對風(fēng)險的評估，進而影響壞賬撥備和資本充足率的變化。

貨幣政策的變動直接作用于金融機構(gòu)的信貸資產(chǎn)總量，進而影響銀行貸款配置，改變企業(yè)融資環(huán)境，最終對企業(yè)債務(wù)融資的成本產(chǎn)生影響[54]。貨幣供應(yīng)量增速上升時，信貸渠道、貨幣渠道的擴張能夠提升企業(yè)籌資能力，從而企業(yè)可能會選擇減少流動資產(chǎn)投資；此時資產(chǎn)價格上升也使得企業(yè)減少其相關(guān)資產(chǎn)的配置[55]，投資支出進一步減少甚至削減了合理的必要投資，造成更為嚴重的投資不足；較高的債務(wù)異質(zhì)性可能標志著企業(yè)不得不從多種渠道籌措資金，預(yù)期融資約束增加和流動性缺乏將使得管理層削減各項投資包括凈現(xiàn)值為正的項目，加重了原本投資不足的狀況，從而導(dǎo)致投資扭曲程度增加。而貨幣供應(yīng)量增速的下降則可能改變企業(yè)管理層對流動性的預(yù)期，即使企業(yè)在本期獲得了較高的流動性，而流動性難以在遠期進行分攤，管理層可能認為未來將要面臨更多融資約束，可能促進管理層減少過度投資；較高債務(wù)異質(zhì)性也為企業(yè)帶來更多替代性融資，彌補投資不足，從而緩解投資扭曲。由此，本文提出假說5和假說6。

H5M2增長率對債務(wù)異質(zhì)性和上市公司投資規(guī)模之間的相關(guān)關(guān)系存在正向調(diào)節(jié)作用。

H6M2增長率對債務(wù)異質(zhì)性和上市公司投資扭曲程度之間的相關(guān)關(guān)系存在逆向調(diào)節(jié)作用。

四、研究方法

(一)主要變量的選擇

1. 上市公司投資水平和投資行為衡量

參考辛清泉等(2007)[56]的相關(guān)方法，以上市公司披露的現(xiàn)金流量表中關(guān)于“構(gòu)建固定資產(chǎn)、無形資產(chǎn)和其他資產(chǎn)所支付的現(xiàn)金”除以期末總資產(chǎn)代表企業(yè)絕對投資支出作為因變量之一；用“構(gòu)建固定資產(chǎn)、無形資產(chǎn)和其他資產(chǎn)所支付的現(xiàn)金”減去“處置固定資產(chǎn)、無形資產(chǎn)和其他資產(chǎn)所收到的資金”后的結(jié)果除以期末總資產(chǎn)代表企業(yè)投資支出凈額作為因變量之二。

2. 投資扭曲程度指標

采用殘差度量模型[57]殘差度估計我國上市公司投資效率。首先估算出某一給定年度企業(yè)預(yù)期的資本投資規(guī)模，再用實際投資規(guī)模減去預(yù)期投資規(guī)模(取回歸殘差)作為投資扭曲程度的代理變量。

3. 債務(wù)異質(zhì)性程度

參考赫芬達爾指數(shù)(Herfindahl-Hirschman Index)的構(gòu)建方式以及胡建雄和茅寧(2015)[14]的相關(guān)研究，采取以下計算方法：債務(wù)異質(zhì)性程度(dhi)=[1-(金融機構(gòu)借款2+經(jīng)營性負債2+應(yīng)付債券2+其他負債2)]/[1-1/4]。

4. 宏觀經(jīng)濟運行狀況

Cook和Tang(2009)[58]使用GDP增長率(GDP growth rate)、期限利差(term spread)、違約利差(default spread)以及市場股息率(market dividend yield)來衡量宏觀經(jīng)濟狀況；國內(nèi)文獻則有何青和向磊(2014)[59]、黃興孿等(2014)[60]以及饒品貴和羅勇根(2016)[61]使用GDP增長率來衡量宏觀經(jīng)濟運行狀況?；谝陨衔墨I和數(shù)據(jù)可得性，本文以GDP增長率作為宏觀經(jīng)濟運行狀況的代理變量。

5. 貨幣政策代理變量

有關(guān)貨幣政策的實證研究中，除了貨幣供給增長率以外[62]，利率也常被用來度量貨幣政策松緊的指標[63]。由于我國央行于2015年基本取消利率管制(2015年10月23日中國人民銀行宣布對商業(yè)銀行和農(nóng)村合作金融機構(gòu)等不再設(shè)置存款利率浮動上限)，此前其尚未市場化而可能無法通過利率的預(yù)期和期限結(jié)構(gòu)等機制來引起整個利率體系的變化；傳統(tǒng)的貨幣渠道理論難以較好地解釋企業(yè)的投資和融資現(xiàn)象，因而使用貨幣供給的增長率來度量貨幣政策狀態(tài)可能更適合[64]。因此參考靳慶魯?shù)?2012)[45]以及喻坤等(2014)[65]，選取廣義貨幣供給量M2增長率作為體現(xiàn)貨幣政策的指標。

另外，選取公司治理、內(nèi)部控制、融資方式以及公司特征等變量作為控制變量。

(二)樣本數(shù)據(jù)來源

由于涉及有關(guān)變量的數(shù)據(jù)庫更新到2015年，故選用滬深A(yù)股上市公司2000年至2015年的財報數(shù)據(jù)作為研究樣本，其中根據(jù)證監(jiān)會最新的行業(yè)分類標準剔除金融類股和ST類股。2006年至2009年，隨著以美元標價的國際石油、大宗商品和食品價格大幅上漲，通貨膨脹成為全球性的現(xiàn)象，我國貨幣政策在此期間也發(fā)生了巨大波動；我國2006年GDP增長率超過了M2增長率，經(jīng)濟中出現(xiàn)了超額貨幣供給的狀況，引起價格總水平的上漲；2007年至2008年2月受國際價格上漲的影響，國內(nèi)能源和需求因素成為引起通貨膨脹的主要推動因素；2008年至2009年受美國次貸危機和國內(nèi)緊縮性貨幣政策影響，M2增長率低于GDP增長率，出現(xiàn)了通貨緊縮現(xiàn)象，直到2009年底轉(zhuǎn)負為正；由于上述原因，本文剔除了2006年至2009年的數(shù)據(jù)。文中微觀企業(yè)層面的數(shù)據(jù)來自國泰安CSMAR以及CCER數(shù)據(jù)庫，宏觀經(jīng)濟數(shù)據(jù)來自中宏數(shù)據(jù)庫，通過人工核對上市公司年報并修正。最初樣本觀測值為18 314個，在剔除所有指標缺失值并進行異常值截尾處理后，保留了13 717個觀察數(shù)據(jù)。由于衡量投資扭曲程度的相關(guān)計算涉及滯后項，關(guān)于投資效率的檢驗最終保留11 036個觀測值。

表1 變量表

變量名稱變量符號定義及備注債務(wù)異質(zhì)性程度dhi[1-(金融機構(gòu)借款2+經(jīng)營性負債2+應(yīng)付債券2+其他負債2)]/[1-1/4];衡量債務(wù)來源多元化程度;其中,經(jīng)營性負債=(應(yīng)付賬款+應(yīng)付票據(jù)+預(yù)收賬款+長期應(yīng)付款+應(yīng)付職工薪酬+應(yīng)交稅費)/總負債投資支出水平inv(購建固定資產(chǎn)、無形資產(chǎn)和其他長期資產(chǎn)支付的現(xiàn)金)/總資產(chǎn)投資支出凈額netinv(購建固定資產(chǎn)、無形資產(chǎn)和其他長期資產(chǎn)支付的現(xiàn)金-處置上述收回的現(xiàn)金凈額)/總資產(chǎn)投資扭曲程度invrinv殘差的絕對值宏觀經(jīng)濟運行狀況 gdprGDP增長率貨幣政策m2r廣義貨幣供給量增長率公司規(guī)模size總資產(chǎn)取自然對數(shù)上市年限age公司上市年限每股收益eps每股市價/每股利潤產(chǎn)權(quán)性質(zhì)state最終控制人性質(zhì)托賓Qtobinq(流通股權(quán)市值+非流通股權(quán)凈資產(chǎn)值+凈債務(wù)市值)/期末總資產(chǎn)營運能力caturn流動資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率=營業(yè)收入/流動資產(chǎn)杠桿能力lever一年內(nèi)到期的非流動負債/流動資產(chǎn)資產(chǎn)流動性liquity(流動資產(chǎn)-流動負債)/資產(chǎn)總額現(xiàn)金比率cashr期末現(xiàn)金及現(xiàn)金等價物/總資產(chǎn)資產(chǎn)收益率roa凈利潤/總資產(chǎn)兩職合一狀況cross董事長兼總經(jīng)理取1,否則取0董事會規(guī)模board董事會人數(shù)董事會持股比例boashare董事會持股比例董監(jiān)高平均薪酬salary考慮薪酬激勵獨董占董事會比例indboard獨董數(shù)量/董事會規(guī)模四大委員會設(shè)置fourcom重要決策監(jiān)督機構(gòu)完整性內(nèi)控審計是否披露icar體現(xiàn)內(nèi)控信息披露意愿,披露賦值為1,否則為0內(nèi)控是否存在缺陷icde體現(xiàn)內(nèi)控自信程度,存在內(nèi)控缺陷賦值為1,否則為0控制權(quán)人表決權(quán)controlvote體現(xiàn)實際控制人對企業(yè)的影響力度;內(nèi)控變量行業(yè)控制變量industry控制行業(yè)效應(yīng),行業(yè)虛擬變量年度控制變量year控制年度效應(yīng),年度虛擬變量

(三)研究模型

參考余明桂和潘紅波(2010)[66]、倪婷婷和王躍堂(2016)[67]以及左拙人和胡文卿(2017)[68]的相關(guān)研究，本文用于檢驗債務(wù)異質(zhì)性與投資支出規(guī)模之間關(guān)系的模型(1)—(4)構(gòu)建如下

invit+1=β0+β1dhiit+β2gdprit+1(m2rit+1)+β3sizeit+β4cashrit+β5tobinqit+β6caturnit+β7leverit+β8liquityit+β9epsit+β10salaryit+1+β11ageit+1+β12icdeit+1+β13controlvoteit+1+β14stateit+1+INDUSTRY+TIME+εit

(1)

invit+1=β0+β1dhiit+β2gdprit+1(m2rit+1)+β3dhiit*gdprit+1(m2rit+1) +β4sizeit+β5cashrit+β6tobinqit+β7caturnit+β8leverit+β9liquityit+β10epsit+β11salaryit+1+β12ageit+1+β13icdeit+1+β14controlvoteit+1+β15stateit+1+INDUSTRY+TIME+εit

(2)

netinvit+1=β0+β1dhiit+β2gdprit+1(m2rit+1)+β3sizeit+β4cashrit+β5tobinqit+β6caturnit+β7leverit+β8liquityit+β9epsit+β10salaryit+1+β11ageit+1+β12icdeit+1+β13controlvoteit+1+β14stateit+1+INDUSTRY+TIME+εit

(3)

netinvit+1=β0+β1dhiit+β2gdprit+1(m2rit+1)+β3dhiit*gdprit+1(m2rit+1)+β4sizeit+β5cashrit+β6tobinqit+β7caturnit+β8leverit+β9liquityit+β10epsit+β11salaryit+1+β12ageit+1+β13icdeit+1+β14controlvoteit+1+β15stateit+1+INDUSTRY+TIME+εit

(4)

經(jīng)過Hausman檢驗區(qū)分面板數(shù)據(jù)模型的類型后，Chi-Sq Statistic值為281.46，Prob值為0.000 0<0.01，經(jīng)檢驗適用固定效應(yīng)模型。

(四)進一步檢驗

根據(jù)Richardson(2006)[56]和辛清泉等(2007)[57]對投資扭曲程度的衡量方法，參考左拙人和胡文卿(2017)[68]對于投資扭曲的計算方法，本文設(shè)定的模型如下

invit+1=β0+β1cashrit+β2debtit+β3sizeit+β4invit+β5tobinqit+β6epsit+β7ageit+1+β8stateit+1+INDUSTRY+TIME+εit

(5)

模型(3)中的實際控制人性質(zhì)和企業(yè)上市時間采用了投資行為當(dāng)年度的數(shù)據(jù)； 企業(yè)特征變量則采用上一期的數(shù)據(jù)，因為這些反映企業(yè)經(jīng)營狀況的指標是下一期投資決策的依據(jù)。使用模型(3)中的回歸系數(shù)算出invit的殘差，并將殘差取絕對值用以衡量投資扭曲程度的嚴重性，殘差為正則說明投資過度；殘差為負說明投資不足；絕對值越大說明投資扭曲的越嚴重。參考程新生等(2012)[69]的相關(guān)研究，本文用于檢驗債務(wù)異質(zhì)性和投資扭曲程度的模型設(shè)置如下

invrit+1=β0+β1dhiit+β2gdprit+1(m2rit+1)+β3sizeit+β4tobinqit+β5roait+β6leverit+β7ageit+1+β8salaryit+1β9crossit+1+β10boardit+1+β11boashareit+1+β12indboardit+1+β13fourcomit+1+β14icarit+1+β15controlvoteit+1+β16stateit+1+INDUSTRY+TIME+εit

(6)

invrit+1=β0+β1dhiit+β2gdprit+1(m2rit+1)+β3dhiit*gdprit+1(m2rit+1)+β4sizeit+β5tobinqit+β6roait+β7leverit+β8ageit+1+β9salaryit+1+β10crossit+1+β11boardit+1+β12boashareit+1+β13indboardit+1+β14fourcomit+1+β15icarit+1+β16controlvoteit+1+β17stateit+1+INDUSTRY+TIME+εit

(7)

五、實證結(jié)果與分析

(一)描述性統(tǒng)計

表2所示，樣本中衡量企業(yè)投資支出水平的變量(inv)顯示，均值0.049 4遠大于中位數(shù)，幾乎是中位數(shù)的兩倍，數(shù)據(jù)形態(tài)存在右偏的現(xiàn)象，這說明部分企業(yè)過度投資行為較為嚴重。凈投資額(netinv)是在投資支出額基礎(chǔ)上減去處置相關(guān)資產(chǎn)收回的現(xiàn)金后的余額。與投資支出水平(inv)相似的是，均值大于中位數(shù)。相較于投資支出水平，凈投資額的均值、25%分位、中位數(shù)以及75%分位均有所下降，但是方差增大，說明公司之間投資行為的差異較大。因此不排除在后文多元回歸中債務(wù)異質(zhì)性、宏觀經(jīng)濟影響因素的存在可能對投資支出、凈投資額的影響存在差異。樣本中衡量投資扭曲程度的變量(invr)顯示，各分位數(shù)差距較大且方差較大，說明樣本中上市公司的投資扭曲情況較為普遍。從主要解釋變量債務(wù)異質(zhì)性(dhi)來看，均值高達0.685 9，說明國內(nèi)上市公司債務(wù)異質(zhì)性較為普遍，中位數(shù)和平均數(shù)較為接近，沒有明顯異常值。

表2 變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果

變量名樣本量均值25%分位中位數(shù)75%分位方差最大值最小值dhi13 7170.685 90.607 70.730 10.820 10.069 60.999 20inv13 7170.049 40.008 20.025 50.061 10.036 414.621 90netinv13 7170.045 30.006 80.023 70.059 00.046 714.616 6-11.524 5invr13 7170.000 3-0.332 700.297 20.371 32.979 2-2.900 6gdpr13 7170.000 6-0.004 6-0.000 90.007 40.000 10.013 3-0.039 4m2r13 7170.156 20.133 40.148 60.175 70.000 70.197 30.110 1size13 71721.761 420.827 721.629 72.544 91.849 228.508 715.597 2age13 7179.645 4591535.840 925-10cashr13 7170.205 100.032 10.137 44.537 6182.187 2-0.060 9tobinq13 7171.896 20.720 81.274 92.225 09.263 90.000 092.108 8eps13 717-0.026 50.022 80.059 20.098 345.981 151.453 5-782.395 0roa13 7170.030 00.010 80.032 00.059 80.012 32.933 0-6.713 9caturn13 7171.031 00.287 80.654 71.254 03.652 280.029 30lever13 7170.474 300.001 70.059 40.007 50.771 40liquity13 7170.109 6-0.026 00.130 10.294 10.275 10.959 2-28.469 8cross13 7171.259 80220.833 320board13 7179.286 889114.886 0190boashare13 7170.012 8000.000 20.004 50.809 50salary13 7176.620 0-0.192 00.190 60.486 50.999 91.789 94.723 2indboard13 7170.306 40.333 30.333 30.363 60.017 00.800 00fourcom13 7171.488 90043.516 340firstowner13 7170.394 50.261 50.375 40.525 40.029 70.899 90icar13 7170.353 80010.228 610icde13 7170.207 40000.164 410controlvote13 7170.279 400.287 40.461 80.052 40.980 40

表3 相關(guān)分析(spearman相關(guān)系數(shù))

變量名稱invnetinvinvrinv1——netinv0.970 0???1—invr0.065 2???0.057 4???1dhi-0.069 6???-0.070 1???-0.049 5???gdpr0.132 9???0.119 1???-0.066 7???m2r0.111 9???0.099 9???0.100 7???cros10.117 9???0.109 2???-0.205 4???cros20.074 4???0.063 9???-0.023 3???size-0.177 6???-0.148 5???-0.188 0???age-0.352 3???-0.350 0???-0.144 1???state-0.016 9??-0.021 5???-0.034 0???tobinq0.125 5???0.111 9???0.145 9???caturn0.481 2???0.443 2???0.036 8???cashr-0.124 7???-0.111 0???-0.035 0???eps0.161 1???0.160 6???0.047 3???lever-0.053 9???-0.049 4???-0.079 1???liquity-0.096 6???-0.077 8???0.031 3???roa0.141 4???0.148 9???0.051 0???cross-0.165 1???-0.151 2???-0.180 3???board0.056 1???0.061 4???0.000 8boashare0.059 7???0.064 3???-0.018 9??salary-0.191 9???-0.173 5???-0.196 1???indboard-0.129 2???-0.122 5???-0.184 5???fourcom-0.265 6???-0.233 0???-0.060 3???icar-0.210 6???-0.190 4???-0.178 6???icde-0.172 0???-0.153 1???-0.127 1???controlvote-0.089 2???-0.073 4???-0.203 4???

注：***、**、*分別代表1%、5%、10%的顯著性水平。

(二)相關(guān)性分析

如表3，代表企業(yè)負債融資來源分散程度的債務(wù)異質(zhì)性(dhi)與投資支出、凈投資額、投資效率均在1%的水平上呈顯著負相關(guān)關(guān)系?？梢妭鶆?wù)異質(zhì)性程度越高、債務(wù)種類來源越分散的融資狀況不僅顯著減少了企業(yè)投資支出強度，而且明顯減少了投資扭曲程度，這也許是因為分散的債務(wù)融資為企業(yè)帶來了不同類型的債權(quán)人，在既定的債務(wù)契約下，企業(yè)需要滿足更多的債權(quán)人監(jiān)管，或者在面臨更強的融資約束時，管理層需要削減由于過度自信、盲目擴張帶來的過度投資；而同時，債務(wù)異質(zhì)性程度越高，可以減少代理成本和信息不對稱帶來的投資效率損失。這一結(jié)果與我們的理論分析相符并初步驗證了本文所提出的假設(shè)。本文將債務(wù)異質(zhì)性程度的變量分別與代表宏觀經(jīng)濟運行狀況變量的GDP增長率和代表貨幣政策變量的M2增長率相乘得到交乘項cros1、cros2。如表3所示，多數(shù)交乘項與投資支出、凈投資額以及投資效率均在1%的水平上顯著相關(guān)。從兩項宏觀經(jīng)濟影響因素GDP增長率和M2增長率與其他主要解釋變量的相關(guān)關(guān)系來看，幾乎都在1%的水平上顯著，可見宏觀經(jīng)濟因素對于微觀企業(yè)負債具有明顯的影響；它們能夠通過影響微觀企業(yè)管理層對未來宏觀經(jīng)濟發(fā)展預(yù)期、經(jīng)營環(huán)境以及經(jīng)營成本等眾多因素影響到負債融資，從而影響到企業(yè)投資行為。宏觀經(jīng)濟影響因素的具體調(diào)節(jié)效應(yīng)及調(diào)節(jié)方向還有待多元回歸的深入分析。

從公司治理變量來看，董事會持股比例與投資支出顯著正相關(guān)，與投資效率顯著負相關(guān)，說明董事會持股比例增加，其運行的獨立性下降，而追求個人權(quán)力、過度自信、盲目擴張正是管理層的重要行為特征[70]，通過擴大企業(yè)投資規(guī)模將現(xiàn)有資金投資到較差的項目上從而加劇企業(yè)過度投資，造成非效率投資。獨立董事占董事會較高的比例造成債務(wù)異質(zhì)性顯著增加，并減少了投資支出，降低了投資扭曲程度，可能是獨立董事的存在確實降低了代理成本并提高了經(jīng)營管理的效率。同時，內(nèi)控審計是否披露與債務(wù)異質(zhì)性程度顯著正相關(guān)，與投資支出、投資扭曲程度顯著負相關(guān)，說明較好的企業(yè)內(nèi)部控制狀況有利于強化對企業(yè)管理層的監(jiān)督，從而減少非效率投資。

從公司特征變量來看，企業(yè)規(guī)模、上市年限、杠桿率均與債務(wù)異質(zhì)性顯著正相關(guān)，投資支出水平、投資扭曲程度顯著負相關(guān)，這與先前的文獻一致。

(三)多元回歸分析

上市公司債務(wù)異質(zhì)性與公司投資支出水平相關(guān)關(guān)系多元回歸分析結(jié)果如表4所示。表4中第(1)(2)列對應(yīng)模型(1)，未加入交乘項的回歸結(jié)果顯示，債務(wù)異質(zhì)性對投資支出的影響系數(shù)分別為-0.044 9、-0.045 1，呈顯著負相關(guān)。債務(wù)異質(zhì)性越高，來源不同的債務(wù)融資規(guī)模越平均，各種融資相機治理作用疊加，能夠更好地緩解企業(yè)內(nèi)部的代理問題；同時不同來源債務(wù)帶來的異質(zhì)性契約和異質(zhì)性債權(quán)人均會給企業(yè)帶來更多監(jiān)督，從而優(yōu)化管理層投資決策；債務(wù)異質(zhì)性程度高也不排除企業(yè)面臨更緊的融資約束，管理層在投資決策時更加謹慎，導(dǎo)致投資支出降低。由此驗證了假說1。

表4中第(3)(4)列對應(yīng)模型(2)。第(3)列中，加入了債務(wù)異質(zhì)性(dhi)與GDP增長率(gdpr)的交乘項cros1后，債務(wù)異質(zhì)性的系數(shù)在繼續(xù)保持1%水平上顯著的同時，其絕對值由0.044 9降至0.034 1，比未加入交乘項時要顯著減少；同時就債務(wù)來源異質(zhì)性(dhi)與GDP增長率(gdpr)的交乘項系數(shù)而言，其系數(shù)在1%的水平上顯著為正且與債務(wù)異質(zhì)性的系數(shù)符號相反，可見擴張的宏觀經(jīng)濟將緩解債務(wù)異質(zhì)性對投資的約束作用，投資支出對于債務(wù)異質(zhì)性的敏感度增加，以至GDP增長率對債務(wù)異質(zhì)性和投資支出之間關(guān)系存在顯著的逆向調(diào)節(jié)作用，假說3得到驗證。

表4 回歸分析(第一部分)

變量invnetinv模型(1)模型(2)模型(3)模型(4)(1)(2)(3)(4)(5)(6)(7)(8)dhi-0.044 9???(-3.89)-0.045 1???(-3.91)-0.034 1???(-2.89)-0.048 7??(-4.19)-0.037 3???(-3.61)-0.037 2???(-3.63)-0.028 8???(-2.73)-0.039 9???(-3.84)cros1——0.042 9???(4.34)———0.034 0???(3.85)—cros2———-0.024 9???(-2.77)———-0.019 1??(-2.08)gdpr-0.027 4??(-2.39)—-0.025 4??(-2.22)—-0.024 6??(-2.39)—-0.023 0??(-2.24)—m2r—0.025 3?(1.78)0.024 9?(1.75)—0.019 6(1.54)—0.019 3(1.52)size-0.273 7???(-11.73)-0.269 9???(-11.59)-0.265 7???(-11.36)-0.275 4???(-11.78)-0.224 3???(-10.75)-0.220 9???(-10.61)-0.2179 8???(-10.42)-0.224 6???(-10.75)cashr-0.009 1(-1.12)-0.008 3(-1.02)-0.008 7(-1.07)-0.008 2(-1.01)-0.007 4(-1.02)-0.006 7(-0.92)-0.007 1(-0.98)-0.006 6(-0.91)tobinq-0062 5???(-4.72)-0.060 0???(-4.52)-0.063 9???(-4.78)-0.059 4???(-4.47)-0.061 4???(-5.13)-0.058 4???(-4.91)-0.061 9???(-5.17)-0.058 0???(-4.88)caturn0.053 6???(4.85)0.054 0???(4.82)0.052 7???(4.70)0.053 7???(4.79)0.052 4???(5.23)0.052 7???(5.26)0.051 6???(5.16)0.052 5???(5.24)lever0.002 1(0.18)0.002 3(0.20)0.000 8(0.07)0.003 1(0.27)0.001 0(0.10)0.001 2(0.11)0.000 0(0.00)0.001 7(0.17)liquity0.007 8(0.54)0.009 3(0.64)0.008 4(0.59)0.010 8(0.75)0.010 1(0.79)0.011 3(0.88)0.010 6(0.83)0.012 3(0.96)eps0.011 5(1.47)0.011 4(1.46)0.014 0?(1.79)0.012 7(1.62)0.009 7(1.38)0.009 6(1.37)0.011 7?(1.67)0.010 4(1.49)salary-0.008 8(-0.55)-0.009 4(-0.58)-0.009 5(-0.59)-0.008 9(-0.55)-0.008 9(-0.62)-0.009 4(-0.65)-0.009 5(-0.66)-0.009 0(-0.63)age0.058 6???(2.96)0.098 2???(4.59)0.054 4???(2.75)0.098 9???(4.63)0.045 4??(2.56)0.078 4???(4.10)0.042 0??(2.37)0.078 8???(4.12)state0.073 1??(2.05)0.071 4??(2.00)0.076 5??(2.15)0.071 0??(1.99)0.061 9?(1.94)0.060 6??(1.90)0.064 6??(2.03)0.060 3??(1.89)icde-0.007 6(-0.69)-0.005 6(-0.51)-0.007 3(-0.67)-0.005 6(-0.51)-0.009 0(-0.91)-0.006 5(-0.67)-0.008 1(-0.82)-0.006 6(-0.67)controlvote-0.020 9?(-1.79)-0.026 8??(-2.32)-0.018 9(-1.62)-0.026 7??(-2.32)-0.016 1(-1.54)-0.021 1??(-2.05)-0.014 5(-1.39)-0.021 1?(-2.05)industry已控制year已控制R-sq0.029 90.029 70.031 80.030 40.026 90.026 60.028 40.027 0P0.000 00.000 00.000 00.000 00.000 00.000 00.000 00.000 0

注：***、**、*分別代表1%、5%、10%的顯著性水平(雙尾)；cros1代表dhi與gdpr交乘；cros2代表dhi與m2r交乘。

表5 回歸分析(第二部分)

變量invr模型(6)模型(7)(1)(2)(3)(4)dhi-0.033 6???(-2.79)-0.031 3??(-2.49)-0.024 6??(-2.00)-0.029 1??(-2.32)cros1——0.036 1???(3.51)—cros2———0.035 0???(3.16)gdpr-0.369 8???(-29.79)—-0.370 1???(-29.83)—m2r—-0.133 4???(-8.24)—-0.133 1???(-8.23)size-0.105 9???(-4.42)-0.067 7???(-2.72)-0.099 7???(-4.16)-0.060 9??(-2.44)tobinq0.036 8???(2.61)0.084 8???(5.80)0.036 6???(2.60)0.084 3???(5.76)roa0.018 7?(1.66)0.042 9???(3.66)0.018 9?(1.67)0.042 4???(3.62)lever-0.012 7(-1.10)-0.011 9(-0.98)-0.012 3(-1.05)-0.012 1(-1.00)age-0.478 4???(-16.40)-0.239 2???(-7.90)-0.485 1???(-16.61)-0.240 1???(-7.93)salary0.002 6(0.16)0.016 1(0.91)0.002 5(0.15)0.015 4(0.87)cross-0.065 8???(-4.84)-0.039 4???(-2.77)-0.065 3???(-4.80)-0.039 1???(-2.75)board0.015 8(1.18)0.002 8(0.20)0.015 3(1.14)0.002 2(0.16)boashare-0.063 4??(-2.57)-0.082 1???(-3.19)-0.061 8??(-2.50)-0.081 9???(-3.19)indboard0.054 7???(3.41)-0.059 1???(-3.65)0.056 1???(3.49)-0.058 2???(-3.60)fourcom0.026 6(1.59)-0.063 2???(3.62)0.026 5(1.58)0.063 4???(3.64)icar0.077 9???(4.87)0.005 0(0.29)0.079 8???(4.98)0.004 3(0.25)controlvote-0.056 5???(-4.36)-0.084 7???(-6.30)-0.055 1???(-4.26)-0.085 3???(-6.34)industry已控制year已控制R-sq0.143 90.071 90.145 00.072 8p0.000 00.000 00.000 00.000 0

注：***、**、*分別代表1%、5%、10%的顯著性水平(雙尾)；cros1代表dhi與gdpr交乘；cros2代表dhi與m2r交乘。

根據(jù)模型(2)，第(4)列在第(2)列的基礎(chǔ)上加入了債務(wù)異質(zhì)性(dhi)和廣義貨幣增長率(m2r)的交乘項后，債務(wù)異質(zhì)性系數(shù)在保持顯著為負的同時，其絕對值由0.045 1增加至0.048 7，同時，債務(wù)異質(zhì)性與廣義貨幣增長率(m2r)的交乘項系數(shù)在5%水平上顯著為負，與債務(wù)異質(zhì)性的系數(shù)相同；貨幣供應(yīng)量增長率上升時，資金可獲得性增強、資產(chǎn)價格上升使得企業(yè)可能重新配置資產(chǎn)，減少相關(guān)資產(chǎn)的持有；同時，此時較高的債務(wù)異質(zhì)性則意味著單一的金融性負債仍然不能滿足企業(yè)融資需求，資金壓力使得管理層只能通過進一步調(diào)低投資支出以實現(xiàn)資金的均衡，因此寬松的貨幣政策增強了債務(wù)異質(zhì)性對投資支出的約束力?？梢姀V義貨幣增長率對債務(wù)異質(zhì)性與投資支出之間的相關(guān)關(guān)系具有正向調(diào)節(jié)效應(yīng)，證實了假說5。

表4中第(5)—(8)列的因變量為企業(yè)凈投資額。模型(3)所對應(yīng)的第(5)(6)列中，債務(wù)異質(zhì)性的系數(shù)依舊顯著為負，可見即便考慮了收回投資的現(xiàn)金流，債務(wù)異質(zhì)性程度依舊與凈投資額呈負相關(guān)關(guān)系，由此進一步印證了假說1。第(7)欄加入債務(wù)異質(zhì)性(dhi)與GDP增長率(gdpr)的交乘項cros1后，債務(wù)異質(zhì)性的系數(shù)絕對值顯著減少，交乘項的系數(shù)顯著為正，與債務(wù)異質(zhì)性的系數(shù)相反，說明GDP增長率對債務(wù)異質(zhì)性與企業(yè)凈投資額之間的相關(guān)關(guān)系具有逆向調(diào)節(jié)作用。第(8)欄在第(6)欄的基礎(chǔ)上加入了債務(wù)異質(zhì)性(dhi)和廣義貨幣增長率(m2r)的交乘項后，交乘項的系數(shù)顯著為負，且與債務(wù)異質(zhì)性系數(shù)符號相同，說明廣義貨幣增長率對債務(wù)異質(zhì)性和企業(yè)凈投資額之間的相關(guān)關(guān)系具有正向調(diào)節(jié)作用。以上結(jié)果加強了假說3和假說5。

表5中的第(1)(2)列對應(yīng)模型(6)，(3)(4)列對應(yīng)模型(7)。其結(jié)果分別用于驗證假說2、假說4和假說6。通過債務(wù)異質(zhì)性變量作為投資效率的解釋變量，在不考慮宏觀經(jīng)濟影響因素的調(diào)節(jié)效應(yīng)下，如表中第(1)(2)列所示，回歸系數(shù)在1%的水平上顯著為負，債務(wù)異質(zhì)性一方面通過債權(quán)人監(jiān)督、聲譽保持、再融資約束等機制，有效遏制了由于管理層過度自信、追求自身利益以至于接受高風(fēng)險的投資行為，另一方面通過來源分散的融資渠道，企業(yè)可以獲得更多資金以彌補投資不足，從而增強資源配置效率，緩解上市公司的投資扭曲程度。由此驗證了假說2?？紤]了GDP增長率與債務(wù)異質(zhì)性(dhi)的交乘項后，如表5第(3)列顯示，交乘項系數(shù)顯著為正，且債務(wù)異質(zhì)性系數(shù)的絕對值減少，債務(wù)異質(zhì)性與企業(yè)投資效率之間的負相關(guān)關(guān)系減弱。由于融資規(guī)模的順周期性，以及管理層基于對未來經(jīng)營業(yè)績的樂觀預(yù)期而增加其投資支出，以至于擴大其投資規(guī)模；同時，因為宏觀經(jīng)濟繁榮時期的資產(chǎn)價格等各項成本的上升，導(dǎo)致企業(yè)縮減投資，從而造成投資不足?？傊藭r債務(wù)異質(zhì)性程度對投資扭曲的約束力下降，驗證了假說4。如表5第(4)列顯示，加入債務(wù)異質(zhì)性(dhi)與廣義貨幣增長率(m2r)的交乘項后，債務(wù)異質(zhì)性這一變量的系數(shù)保持在5%水平上顯著為負的同時，交乘項系數(shù)為0.035 0且在1%的水平上顯著為正；債務(wù)異質(zhì)性的系數(shù)絕對值從未加入交乘項的0.031 3，下降到加入了交乘項后的0.029 1；說明貨幣供給量增加速度上升時，由于較高的債務(wù)異質(zhì)性使得投資支出進一步降低，企業(yè)盡可能地減少投資甚至惡化了投資不足，投資扭曲程度進一步增加。由此可見，寬松的貨幣政策使得債務(wù)異質(zhì)性對投資扭曲程度的糾正效用下降，廣義貨幣增長率(m2r)對債務(wù)異質(zhì)性與企業(yè)投資效率的相關(guān)關(guān)系存在逆向調(diào)節(jié)作用。由此驗證了假說6。

表6 穩(wěn)健性檢驗(第一部分)

變量invnetinv模型(1)模型(2)模型(3)模型(4)(1)(2)(3)(4)(5)(6)(7)(8)dhi-0.037 4???(-3.56)0.044 2??(-3.82)-0.056 4??(-4.83)-0.056 3(-4.80)-0.036 9???(-3.57)-0.036 9???(-3.57)-0.045 7??(-4.37)-0.045 9???(-4.37)cros3——0.063 2??(6.63)———0.045 8??(5.38)—cros4———-0.054 9???(-5.77)———-0.040 8???(-4.79)lei-0.023 2??(-2.01)—-0.020 2?(-1.87)—-0.015 0(-1.54)—-0.013 7(1.42)—curr—0.018 9?(1.81)—0.020 5?(1.96)—0.012 9(1.37)—0.014 1(1.50)size-0.275 6???(-11.21)-0.268 0???(-11.49)-0.277 9???(-11.94)-0.273 5???(-11.73)-0.221 5???(-10.64)-0.219 7???(-10.53)-0.277 9???(-10.88)-0.223 7???(-10.73)cashr-0.009 3(-1.02)-0.008 2(-1.01)-0.008 3(-1.02)-0.008 3(-1.02)-0.006 6(-0.91)-0.006 7(-0.91)-0.006 7(-0.92)-0.006 7(-0.92)tobinq-0.057 7???(-4.40)-0.058 8???(-4.36)-0.058 8???(-4.43)-0.056 9???(-4.28)-0.05 73???(-4.83)-0.056 9???(-4.79)-0.057 5???(-4.85)-0.056 9???(-4.79)caturn0.055 4???(4.95)0.055 6???(4.97)0.054 8???(4.90)0.057 9???(4.72)0.057 3???(5.38)0.052 7???(5.26)0.053 3???(5.33)0.051 8???(5.18)lever0.004 2(0.57)0.004 5(0.40)0.004 5(0.21)0.001 7(0.16)-0.004 2(-0.42)-0.001 3(0.13)0.001 2(0.11)0.000 7(0.07)liquity0.009 3(0.64)0.009 7(0.67)0.013 2(0.92)0.013 6(0.94)0.009 3(0.72)0.011 8(0.91)0.014 0(1.09)0.014 4(1.12)eps0.008 8(1.24)0.008 9(1.14)0.019 0??(2.40)0.016 6??(2.12)0.007 4(1.06)0.009 5(1.36)0.015 0??(2.13)0.013 4?(1.91)salary-0.008 9(-0.69)-0.009 5(-0.59)-0.009 5(-0.59)-0.009 9(-0.61)-0.009 5(-0.66)-0.010 5(-0.73)-0.009 5(-0.59)-0.009 2(-0.64)age0.087 9???(4.83)0.086 1???(4.63)0.086 1???(4.63)0.087 4???(4.71)0.069 5???(4.18)0.067 2???(4.07)0.069 1???(4.16)0.066 8???(4.06)state0.073 6??(2.14)0.073 7??(2.06)0.069 7??(1.96)0.070 9??(1.99)0.061 7?(1.93)0.059 9??(1.88)0.059 4??(1.86)0.060 3??(1.89)icde-0.003 5(-0.31)-0.003 3(-0.30)-0.002 9(-0.26)-0.003 3(-0.30)-0.005 2(-0.52)-0.005 9(-0.60)-0.004 8(-0.48)-0.005 0(-0.51)controlvote-0.026 3??(-2.28)-0.024 9??(-2.15)-0.0271 9??(-2.35)-0.028 5??(-2.42)-0.015 0(-1.44)-0.023 2??(-2.19)-0.021 2??(-2.05)-0.022 0??(-2.09)industry已控制year已控制R-sq0.029 60.029 70.034 10.033 00.026 60.026 50.029 50.026 3P0.000 00.000 00.000 00.000 00.000 00.000 00.000 00.000 0

注：***、**、*分別代表1%、5%、10%的顯著性水平(雙尾)；cros3代表dhi與lei交乘；cros4代表dhi與curr交乘。

表7 穩(wěn)健性檢驗(第二部分)

變量invr模型(6)模型(7)(1)(2)(3)(4)dhi-0.014 7??(-2.46)-0.012 0??(-2.05)-0.024 1???(-3.12)-0.017 0??(-2.36)cros5——0.009 1?(1.93)—cros6———0.006 3?(1.67)lei-0.018 4???(-2.72)—-0.018 1???(-2.68)—curr—-0.112 1???(-17.37)—-0.111 7???(-17.28)size-0.070 3???(-5.44)-0.069 3???(-5.45)-0.067 3???(-5.17)-0.067 7???(-5.29)tobinq0.038 0???(4.97)0.036 3???(4.84)0.038 1???(4.99)0.036 3???(4.84)roa0.036 6???(5.99)0.033 7???(5.60)0.036 1???(5.90)0.033 4???(5.55)lever-0.012 8??(-2.02)-0.010 4?(-1.68)-0.012 2?(-1.92)-0.010 1?(-1.62)age-0.122 7???(-8.29)-0.081 7???(-5.57)-0.122 9???(-8.31)-0.081 5???(-5.56)salary0.002 9(0.32)-0.003 3(-0.36)0.002 6(0.29)-0.003 5(-0.39)cross-0.018 2??(-2.45)-0.034 5???(-4.69)-0.018 3??(-2.46)-0.034 6???(-4.71)board0.000 0(-0.01)-0.003 6(-0.50)0.000 0(-0.01)-0.003 6(-0.50)boashare0.006 3(-0.47)0.002 3(0.18)0.006 3(-0.47)0.002 3(0.18)indboard-0.020 6??(-2.41)-0.052 3???(-6.13)-0.020 7??(-2.42)-0.052 3???(-6.13)fourcom0.019 1??(2.09)-0.001 1(-0.12)0.019 2??(2.10)-0.001 1(-0.12)icar0.045 3???(4.89)0.078 8???(8.87)0.045 3???(4.89)0.078 5???(8.83)controlvote-0.034 6???(-4.94)-0.045 7???(-6.59)-0.035 1???(-5.00)-0.046 0???(-6.63)industry已控制year已控制R-sq0.092 00.118 80.092 40.118 9p0.000 00.000 00.000 00.000 0

注：***、**、*分別代表1%、5%、10%的顯著性水平(雙尾)；cros5代表dhi與lei交乘；cros6代表dhi與curr交乘。

(四)穩(wěn)健性檢驗

結(jié)合左拙人和胡文卿(2017)的研究[68]，重新設(shè)定模型(8)為投資扭曲程度計算方式；選取規(guī)模預(yù)示未來經(jīng)濟狀況和可能出現(xiàn)的商業(yè)周期變化的宏觀經(jīng)濟先行指數(shù)(Leading Economic Indicator)作為衡量宏觀經(jīng)濟運行狀況的指標；借鑒馬草原(2015)的研究[2]，將金融機構(gòu)人民幣流通中貨幣增長率(curr)作為衡量貨幣政策的指標，回歸結(jié)果顯示前文結(jié)論未發(fā)生改變。

invit+1=β0+β1cashrit+β2debtit+β3sizeit+β4invit+β5tobinqit+β6epsit+β7stateit+1+INDUSTRY+TIME+εit

六、結(jié)論與啟示

(一)研究結(jié)論

上市公司投資行為受債務(wù)異質(zhì)性影響，宏觀經(jīng)濟因素起到重要調(diào)節(jié)作用。其一，經(jīng)營性負債比金融性負債更能發(fā)揮債務(wù)的監(jiān)督約束機制[71]，較高的債務(wù)異質(zhì)性通過多元化的融資使得債務(wù)的相機治理作用得到充分補充和疊加；異質(zhì)性契約和債權(quán)人可能給企業(yè)帶來更多監(jiān)督，以減輕管理層機會主義、過度自信、道德風(fēng)險等代理問題，優(yōu)化投資決策。其二，較高的債務(wù)異質(zhì)性不排除企業(yè)難以從單一融資渠道得到足夠資金的可能，管理層在投資決策時則需持以更加謹慎的態(tài)度。一方面，債務(wù)異質(zhì)性通過債權(quán)人監(jiān)督、聲譽保持等機制，有效遏制了管理層由于自身利益而采取激進投資策略的行為；另一方面，通過來源分散的融資渠道，獲得更多資金以彌補投資不足，緩解上市公司的非效率投資。代表宏觀經(jīng)濟運行狀況和貨幣政策的變量對于債務(wù)異質(zhì)性和投資行為之間的關(guān)系均存在顯著的調(diào)節(jié)作用，說明管理層通過對企業(yè)外部宏觀因素的考慮，有可能使其在價值判斷上對投資項目可能面臨的風(fēng)險更為深思熟慮；其對外部情景變化的感知、對未來趨勢的預(yù)判以及打破對企業(yè)內(nèi)部問題思考的局限，可能被用來修正決策過程中個人的認知偏差和理性偏誤，并將這種修正后的認知投射到企業(yè)投資行為上[72]，使管理層能夠加強對風(fēng)險的規(guī)避，更好地發(fā)揮不同負債的相機治理作用，提高資源配置效率。

(二)實踐啟示與政策建議

債務(wù)異質(zhì)性使得債務(wù)融資基于債務(wù)契約的治理機制，為投資行為帶來多個維度的約束；企業(yè)管理層通過分析預(yù)示未來經(jīng)濟狀況和可能的經(jīng)濟因素，可能為企業(yè)提出不同的投資決策思路。本文通過將具有我國新興市場特征的外部宏觀經(jīng)濟因素變化納入到考察企業(yè)融資決策對投資行為影響的模型中，對宏觀經(jīng)濟因素與企業(yè)投融資行為的互動關(guān)系開展了進一步研究。企業(yè)在基于債務(wù)契約的融資結(jié)構(gòu)選擇中，通常遵循最小化契約成本原則。在受到外部宏觀沖擊時，企業(yè)凈資產(chǎn)以及現(xiàn)金流量等變量隨之變動，利益相關(guān)者可能調(diào)整原有的財務(wù)契約，導(dǎo)致企業(yè)融資結(jié)構(gòu)變化，從而改變投資行為。對于企業(yè)管理者而言，重視外部的宏觀經(jīng)濟運行狀況以及貨幣政策，尤其在宏觀經(jīng)濟下行期間，企業(yè)應(yīng)在其財務(wù)預(yù)警中將外部宏觀環(huán)境作為關(guān)鍵變量，充分權(quán)衡各融資方式的利弊，以使企業(yè)行為受其融資決策等因素的不利影響降至最低。

以上研究對于進一步完善資本市場、提高監(jiān)管效率具有一定的現(xiàn)實意義。對于政策制定部門以及監(jiān)管機構(gòu)，一方面，規(guī)范和完善包括經(jīng)營性負債、債券等在內(nèi)的多種融資制度和規(guī)則，以降低企業(yè)交易風(fēng)險、擴展融資渠道、激發(fā)市場授信活力；優(yōu)化金融信貸制度，重視企業(yè)所面臨的融資約束。企業(yè)對于金融服務(wù)的多樣化需求決定了資本市場應(yīng)是多層次的市場經(jīng)濟體系；加快建設(shè)多層次資本市場，拓寬企業(yè)融資渠道，為經(jīng)濟發(fā)展注入更多動力。同時，風(fēng)險承擔(dān)主體的多元化也有利于金融市場的穩(wěn)定、分散和化解金融風(fēng)險；優(yōu)化證券市場的進入和退出制度，使得企業(yè)難以獲得信貸時可能通過證券市場進行“擇機性”融資。另一方面，我國宏觀經(jīng)濟政策的逆周期操作主要是通過政府主導(dǎo)的投資帶動其他渠道的配套資金實現(xiàn)，可能在提高短期效率的同時擠占了私人部門的投資；因而減輕企業(yè)負擔(dān)、加強用于應(yīng)對經(jīng)濟金融環(huán)境變化的貨幣政策工具的創(chuàng)新，可能使得企業(yè)增加可支配資源、提升經(jīng)營業(yè)績。通過營造促進經(jīng)濟轉(zhuǎn)型的制度環(huán)境，規(guī)范資本市場的運行，支持企業(yè)多元化融資、提高投資效率，推動國民經(jīng)濟健康、有序發(fā)展。

(三)不足與展望

本文對宏觀經(jīng)濟因素作用于企業(yè)融資與投資行為的影響機制進行了探討，雖然能對中國式的企業(yè)行為做出合理的解釋，但仍存在不足之處。作為異質(zhì)性的經(jīng)營性負債可以細分為金融機構(gòu)借款、商業(yè)信用以及其他負債，他們在考慮了宏觀經(jīng)濟因素后對企業(yè)投資行為可能存在不同的作用。在投資行為方面，可以將樣本根據(jù)產(chǎn)業(yè)或者不同類型的投資進行分類、更深入地分析投資扭曲的方向。另外，選取其他類型的宏觀經(jīng)濟因素如采購經(jīng)理人指數(shù)、就業(yè)率、匯率、財政政策以及除了貨幣政策數(shù)量型工具M2以外的其他變量，以更進一步地探究企業(yè)債務(wù)異質(zhì)性對投資行為的影響。