夏鈺鴻

摘要：本文以我國的市場化進程和產(chǎn)權(quán)制度為背景，以2006-2012年上市公司為樣本，實證檢驗了商業(yè)信用對企業(yè)過度投資行為的影響。結(jié)果發(fā)現(xiàn)：商業(yè)信用能抑制過度投資，且較之于國有企業(yè)，非國有企業(yè)更突出；較之于市場化程度較低的地區(qū)，在市場化程度較高地區(qū)的企業(yè)其商業(yè)信用更能抑制過度投資，且在非國有企業(yè)中表現(xiàn)更突出。

關(guān)鍵詞：市場化進程 產(chǎn)權(quán)制度 商業(yè)信用 過度投資

一、引言

隨著財務(wù)理論引入了委托代理、信息經(jīng)濟學等理論，企業(yè)融資行為與投資行為的關(guān)系越來越密切。融資可分為股權(quán)融資、負債融資和內(nèi)源融資等。而負債融資因其資本成本低、籌資速度快、手續(xù)相對方便等優(yōu)點而備受青睞，成為重要的融資方式。在負債融資不同來源之中，商業(yè)信用是企業(yè)經(jīng)營活動形成的負債，本質(zhì)上是雙方企業(yè)之間的一種契約安排。從財務(wù)的角度，商業(yè)信用相當于賣方給予買方一個短期融資。其特點是期限較短、交易金額較小且分散、信用期內(nèi)無償使用。

商業(yè)信用對企業(yè)投資行為的影響機制，與一般負債融資一樣，主要是通過影響企業(yè)中的代理問題來實現(xiàn)，對企業(yè)投資具有正、負效應(yīng)的“兩面性”。一方面，商業(yè)信用引起股東與債權(quán)人之間的利益沖突，導致投資不足（Myers，1977）與資產(chǎn)替代（Jensen & Meckling，1976）的非效率投資行為。另一方面，商業(yè)信用對股東與經(jīng)理人（Jensen，1986）、大股東與中小股東的代理沖突引起的過度投資行為具有相機治理作用。尤其在股權(quán)集中的情況下，企業(yè)大股東與中小股東之間的沖突問題為主要的代理沖突（Shleifer & Vishny，1997），債權(quán)人具有優(yōu)先受償權(quán)并且能夠?qū)嵤┍O(jiān)督行為，對控股股東的私利進行約束，抑制其“掘隧道策略（Tunneling）”（LLSV，2000），從而減少其過度投資行為。

商業(yè)信用對投資效率的影響是一種微觀機制，受公司治理影響的同時，還會受到外部治理機制的影響。市場化進程是影響企業(yè)不可規(guī)避的外生變量。近年來，以微觀視角研究市場化進程對企業(yè)的影響已取得了不少的成果，但以商業(yè)信用與投資效率的關(guān)系的視角，關(guān)于市場化進程對上述關(guān)系的間接影響機制的研究卻較為缺乏。

基于上述分析，本文通過量化投資效率，直接分析商業(yè)信用對過度投資的治理作用；并在此基礎(chǔ)上，結(jié)合我國的市場化進程和產(chǎn)權(quán)制度做進一步討論。

二、理論分析與研究假設(shè)

商業(yè)信用在緩解企業(yè)融資壓力的基礎(chǔ)上具有“硬約束”以及企業(yè)信息較為對稱使得其對過度投資能發(fā)揮治理作用。一方面，從債權(quán)人角度，商業(yè)信用具有“硬約束”。與銀行提供的貸款不同的是，供應(yīng)商受到預(yù)算軟約束影響更弱，具有更強的盈利性目標。一般情況下，作為上下游企業(yè)關(guān)系的雙方是建立在真實合約的關(guān)系下，具有特定的交易背景。提供商業(yè)信用前，債權(quán)人不僅對還款有約定，還會對拖欠款項采取相應(yīng)的催討措施，對企業(yè)的現(xiàn)金流量管理有較高的要求，與此同時，由于商業(yè)信用期限短、金額分散，更導致債權(quán)人對投資風險的規(guī)避；提供商業(yè)信用后，根據(jù)商業(yè)信用融資比較優(yōu)勢理論，商業(yè)信用的提供者能夠更容易更經(jīng)濟地獲得企業(yè)信息，能夠更好地控制企業(yè)。此外，對機會主義的企業(yè)來說，挪用存貨比挪用銀行貸款更難（Burkart等，2004），相較于銀行控制貸款的使用，供應(yīng)商監(jiān)控存貨的使用顯得更容易。另一方面，從債務(wù)人角度看，商業(yè)信用花費時間較短，如果企業(yè)經(jīng)常蓄意拖延付款、無力償付貨款或延期交貨，就會對企業(yè)信用和形象產(chǎn)生不良的影響，這對今后商業(yè)信用的使用和企業(yè)長遠發(fā)展很不利。我國特有的產(chǎn)權(quán)制度在商業(yè)信用發(fā)揮治理作用效果方面存在差異。作為債務(wù)人的國企具有政府的隱形擔保，使得債權(quán)人治理動機不足，加上國企高管的雙重身份特征以及所面臨的晉升激勵機制，國企高管具有內(nèi)在的過度投資傾向，這弱化了商業(yè)信用在國企中的治理作用?；谝陨戏治?，得出如下假設(shè)：

假設(shè)1：商業(yè)信用與過度投資負相關(guān)。較之于國有企業(yè)，非國有企業(yè)更突出。

商業(yè)信用對投資效率的影響是一種微觀機制，其作用除受企業(yè)內(nèi)部因素影響，不可避免地也會受外部治理環(huán)境的影響。市場化進程作為重要的外部環(huán)境指標，與市場對資源的分配效率、市場導向下的產(chǎn)品市場、要素市場的發(fā)展以及市場中介組織的發(fā)育、法律制度環(huán)境密切相關(guān)，是企業(yè)發(fā)展不可規(guī)避的外生變量。市場化進程能改善金融市場中債權(quán)人與債務(wù)人之間的信息不對稱，減少公司融資的交易成本，這也為商業(yè)信用發(fā)揮相機治理作用提供了契機（Rajan & Zingales，1996）。我國市場化進程整體不斷推進的同時，存在著地區(qū)間的不平衡。市場化發(fā)展較低的地區(qū)，企業(yè)公司治理整體水平不高，金融市場和中介組織較為落后，法治化水平也較差，這使得信息不對稱程度更嚴重、保障機制更弱、交易和監(jiān)督成本更高，這不利于商業(yè)信用對過度投資行為進行有效治理；而市場化程度較高的地區(qū)，企業(yè)公司治理整體水平更高，金融市場和中介組織更發(fā)達，法治化水平更高，這使得信息較為對稱、保障機制較為健全、交易和監(jiān)督成本較低，在這樣的外部治理環(huán)境下，更有利于商業(yè)信用對企業(yè)的過度投資行為進行有效治理。此外，我國產(chǎn)權(quán)制度也造成了市場化進程對企業(yè)的影響，較之于國有企業(yè)，非國有企業(yè)受政府影響較小，受市場環(huán)境因素影響更大?；谝陨戏治觯贸鋈缦录僭O(shè)：

假設(shè)2：較之于市場化程度較低的地區(qū)，在市場化程度較高地區(qū)的企業(yè)商業(yè)信用更能抑制企業(yè)的過度投資行為。且較之于國有企業(yè)，非國有企業(yè)更突出。

三、研究設(shè)計與模型構(gòu)建

（一）樣本選擇與數(shù)據(jù)來源。本文選擇的樣本為2006-2012年滬深兩市A股主板上市公司，并剔除金融行業(yè)、當年為ST、PT以及IPO的公司。為避免異常值對實證結(jié)果的影響，本文對主要的連續(xù)變量在1%和99%水平上進行了Winsorize處理，公司數(shù)據(jù)均來自CSMAR數(shù)據(jù)庫，市場化進程數(shù)據(jù)則使用樊綱、王小魯編制的《中國市場化指數(shù)——各地區(qū)市場化相對進程報告》中市場化總指數(shù)（樊綱、王小魯，2011）。數(shù)據(jù)分析采用Stata 11軟件。endprint

（二）主要的變量解釋。

1.被解釋變量。參考Richardson（2006）、辛清泉等（2007）的研究，建立模型（1）。通過回歸，估算出企業(yè)正常投資水平，然后用企業(yè)實際的資本投資水平與估算的資本投資水平之差（即回歸殘差）代表企業(yè)的過度投資程度（殘差>0）和投資不足程度（殘差<0），本文用符號OI表示過度投資，用作模型（2）的被解釋變量。根據(jù)實證分析，模型（1）的因變量與自變量之間的相關(guān)關(guān)系與顯著性水平與現(xiàn)有文獻保持一致。根據(jù)實證結(jié)果，得到2 583個過度投資的觀察值。

Invt=β0+β1Growtht-1+β2Levt-1+β3Casht-1+β4Aget-1+β5Sizet-1+β6Rett-1+β7Invt-1+∑Year+∑Industry+ε （1）

2.解釋變量。設(shè)置商業(yè)信用為本文的解釋變量，以應(yīng)付票據(jù)、應(yīng)付賬款、預(yù)收賬款的年度變化值之和除以平均總資產(chǎn)來量化，用符號CD表示。為進一步考察在產(chǎn)權(quán)性質(zhì)背景下的差異，將其與產(chǎn)權(quán)啞變量形成交乘項CD×Control，代入模型（2）。

3.控制變量。參考以往相關(guān)研究文獻，選擇公司自由現(xiàn)金流量、托賓Q、公司規(guī)模、上一年新增投資、年度啞變量和行業(yè)啞變量作為模型（2）的控制變量。

（三）模型設(shè)計。為驗證假設(shè)1和假設(shè)2，建立模型（2）。為避免多重共線性對研究結(jié)果的影響，本文按市場化總指數(shù)的中位數(shù)對樣本分為市場化程度高低兩組，分組研究市場化進程對負債融資與過度投資關(guān)系的影響機制。

OIt=β0+β1CDt-1+β2CDt-1×Controlt-1+β3Controlt-1+β4Sizet-1+β5Qt-1+β6CFt-1+β7Invt-1+∑Year+∑Industry+ε （2）

四、實證結(jié)果與分析

（一）描述性統(tǒng)計。下頁表2顯示，過度投資企業(yè)的OI均值為0.08，且與市場化高組相比，市場化低組的過度投資水平更高，說明市場化低組的過度投資更嚴重。且與市場化高組相比，市場化低組的CD均值更大，說明商業(yè)信用對市場化程度低的地區(qū)的企業(yè)更為重要。這可能是由于市場化程度低的地區(qū)，金融市場尚不發(fā)達，商業(yè)信用作為傳統(tǒng)融資方式之一，扮演了重要角色。

（二）相關(guān)性分析。下頁表3是主要變量的Pearson和Spearman相關(guān)系數(shù)矩陣及雙尾檢驗結(jié)果。表中顯示，CDt-1與OIt成顯著負相關(guān)。表中相關(guān)系數(shù)值均不大，表明各變量之間不存在嚴重的多種共線性問題。

（三）回歸結(jié)果分析。如下頁表4第1-3列所示，全樣本中，CD的系數(shù)為-0.0387但不顯著，但CD×Control的系數(shù)為-0.0223且在0.05水平上顯著。按產(chǎn)權(quán)分組，如第2、3列所示，非國有企業(yè)CD系數(shù)為-0.0394且顯著，而國有企業(yè)CD系數(shù)為-0.012但并不顯著。上述說明整體上商業(yè)信用能抑制企業(yè)的過度投資，且在非國有企業(yè)中表現(xiàn)得更為突出。其他控制變量與被解釋變量的關(guān)系，與預(yù)期并無差異。上述結(jié)論基本支持假設(shè)1。如下頁表4第4-5列所示，不論市場化高組還是低組，CD的系數(shù)均為負但并不顯著，但較之于市場化低組，市場化高組的CD系數(shù)更小。這提供了市場化程度較高地區(qū)的企業(yè)商業(yè)信用治理作用更強的微弱證據(jù)?？紤]產(chǎn)權(quán)因素，市場化程度高低兩組的CD×Control的系數(shù)均為負且顯著，但市場化高組中CD×Control的系數(shù)更小。上述說明在市場化程度較高的地區(qū)，非國有企業(yè)的商業(yè)信用對過度投資的治理作用更強。其他控制變量與被解釋變量的關(guān)系，與預(yù)期并無差異。上述結(jié)論基本支持假設(shè)2。

五、研究結(jié)論及建議

本文以我國的市場發(fā)展和產(chǎn)權(quán)制度為背景，以2006-2012年滬深主板上市公司為樣本，實證檢驗了商業(yè)信用對企業(yè)過度投資行為的影響。結(jié)果表明，商業(yè)信用能抑制過度投資，且較之于國有企業(yè)，非國有企業(yè)的作用更突出；進一步對市場化程度分為高低兩組后發(fā)現(xiàn)，較之于市場化程度較低的地區(qū)，在市場化程度較高的地區(qū)的企業(yè)商業(yè)信用更能抑制過度投資，且在非國有企業(yè)中表現(xiàn)更突出。

要改善企業(yè)的投資效率，完善公司治理水平，發(fā)揮商業(yè)信用的治理作用是一個重要內(nèi)容。一方面，從內(nèi)部治理角度，需持續(xù)提高企業(yè)，尤其是國有企業(yè)的公司治理水平，完善信息披露制度，發(fā)揮商業(yè)信用對國有企業(yè)的相機治理作用；另一方面，從外部治理角度，需進一步完善商業(yè)信用體系，完善償債保障機制，健全企業(yè)破產(chǎn)制度，拓展融資渠道、不斷推進我國的市場化進程，消除地區(qū)間的不平衡，為商業(yè)信用發(fā)揮治理作用提供制度保障。S

參考文獻：

1.Myers S.Determinats of Corporate Borrowing[J].Journal of Financial Economics，1977，（5）.147-175.

2.Jensen M. and Meckling W.Theory of the firm：Managerial behavior，Agency costs and capital[J].Journal of Financial Economics，1976，（3）：305-360.

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5.黃乾富，沈紅波.債務(wù)來源，債務(wù)期限結(jié)構(gòu)與現(xiàn)金流的過度投資——基于中國制造業(yè)上市公司的實證證據(jù)[J].金融研究，2009，（9）：143-155.

6.童盼，陸正飛.負債融資、負債來源與公司投資行為[J].經(jīng)濟研究，2005，（5）：75-84.

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8.孫錚，劉鳳委，李增泉.市場化程度、政府干預(yù)與企業(yè)債務(wù)期限結(jié)構(gòu)[J].經(jīng)濟研究，2005，5（5）：52-63.

9.樊綱，王小魯，朱恒鵬.中國市場化指數(shù)：各地區(qū)市場化相對進程2011年報告[M].北京：經(jīng)濟科學出版社，2011.

10.Richardson S..Over-investment of Free Cash Flow[J].Review of Accounting Studies，2006，（11）：159-189.

11.辛清泉，林斌，王彥超.政府控制、經(jīng)理薪酬與資本投資[J].經(jīng)濟研究，2007，（8）：110-122.endprint

（二）主要的變量解釋。

1.被解釋變量。參考Richardson（2006）、辛清泉等（2007）的研究，建立模型（1）。通過回歸，估算出企業(yè)正常投資水平，然后用企業(yè)實際的資本投資水平與估算的資本投資水平之差（即回歸殘差）代表企業(yè)的過度投資程度（殘差>0）和投資不足程度（殘差<0），本文用符號OI表示過度投資，用作模型（2）的被解釋變量。根據(jù)實證分析，模型（1）的因變量與自變量之間的相關(guān)關(guān)系與顯著性水平與現(xiàn)有文獻保持一致。根據(jù)實證結(jié)果，得到2 583個過度投資的觀察值。

Invt=β0+β1Growtht-1+β2Levt-1+β3Casht-1+β4Aget-1+β5Sizet-1+β6Rett-1+β7Invt-1+∑Year+∑Industry+ε （1）

2.解釋變量。設(shè)置商業(yè)信用為本文的解釋變量，以應(yīng)付票據(jù)、應(yīng)付賬款、預(yù)收賬款的年度變化值之和除以平均總資產(chǎn)來量化，用符號CD表示。為進一步考察在產(chǎn)權(quán)性質(zhì)背景下的差異，將其與產(chǎn)權(quán)啞變量形成交乘項CD×Control，代入模型（2）。

3.控制變量。參考以往相關(guān)研究文獻，選擇公司自由現(xiàn)金流量、托賓Q、公司規(guī)模、上一年新增投資、年度啞變量和行業(yè)啞變量作為模型（2）的控制變量。

（三）模型設(shè)計。為驗證假設(shè)1和假設(shè)2，建立模型（2）。為避免多重共線性對研究結(jié)果的影響，本文按市場化總指數(shù)的中位數(shù)對樣本分為市場化程度高低兩組，分組研究市場化進程對負債融資與過度投資關(guān)系的影響機制。

OIt=β0+β1CDt-1+β2CDt-1×Controlt-1+β3Controlt-1+β4Sizet-1+β5Qt-1+β6CFt-1+β7Invt-1+∑Year+∑Industry+ε （2）

四、實證結(jié)果與分析

（一）描述性統(tǒng)計。下頁表2顯示，過度投資企業(yè)的OI均值為0.08，且與市場化高組相比，市場化低組的過度投資水平更高，說明市場化低組的過度投資更嚴重。且與市場化高組相比，市場化低組的CD均值更大，說明商業(yè)信用對市場化程度低的地區(qū)的企業(yè)更為重要。這可能是由于市場化程度低的地區(qū)，金融市場尚不發(fā)達，商業(yè)信用作為傳統(tǒng)融資方式之一，扮演了重要角色。

（二）相關(guān)性分析。下頁表3是主要變量的Pearson和Spearman相關(guān)系數(shù)矩陣及雙尾檢驗結(jié)果。表中顯示，CDt-1與OIt成顯著負相關(guān)。表中相關(guān)系數(shù)值均不大，表明各變量之間不存在嚴重的多種共線性問題。

（三）回歸結(jié)果分析。如下頁表4第1-3列所示，全樣本中，CD的系數(shù)為-0.0387但不顯著，但CD×Control的系數(shù)為-0.0223且在0.05水平上顯著。按產(chǎn)權(quán)分組，如第2、3列所示，非國有企業(yè)CD系數(shù)為-0.0394且顯著，而國有企業(yè)CD系數(shù)為-0.012但并不顯著。上述說明整體上商業(yè)信用能抑制企業(yè)的過度投資，且在非國有企業(yè)中表現(xiàn)得更為突出。其他控制變量與被解釋變量的關(guān)系，與預(yù)期并無差異。上述結(jié)論基本支持假設(shè)1。如下頁表4第4-5列所示，不論市場化高組還是低組，CD的系數(shù)均為負但并不顯著，但較之于市場化低組，市場化高組的CD系數(shù)更小。這提供了市場化程度較高地區(qū)的企業(yè)商業(yè)信用治理作用更強的微弱證據(jù)?？紤]產(chǎn)權(quán)因素，市場化程度高低兩組的CD×Control的系數(shù)均為負且顯著，但市場化高組中CD×Control的系數(shù)更小。上述說明在市場化程度較高的地區(qū)，非國有企業(yè)的商業(yè)信用對過度投資的治理作用更強。其他控制變量與被解釋變量的關(guān)系，與預(yù)期并無差異。上述結(jié)論基本支持假設(shè)2。

五、研究結(jié)論及建議

本文以我國的市場發(fā)展和產(chǎn)權(quán)制度為背景，以2006-2012年滬深主板上市公司為樣本，實證檢驗了商業(yè)信用對企業(yè)過度投資行為的影響。結(jié)果表明，商業(yè)信用能抑制過度投資，且較之于國有企業(yè)，非國有企業(yè)的作用更突出；進一步對市場化程度分為高低兩組后發(fā)現(xiàn)，較之于市場化程度較低的地區(qū)，在市場化程度較高的地區(qū)的企業(yè)商業(yè)信用更能抑制過度投資，且在非國有企業(yè)中表現(xiàn)更突出。

要改善企業(yè)的投資效率，完善公司治理水平，發(fā)揮商業(yè)信用的治理作用是一個重要內(nèi)容。一方面，從內(nèi)部治理角度，需持續(xù)提高企業(yè)，尤其是國有企業(yè)的公司治理水平，完善信息披露制度，發(fā)揮商業(yè)信用對國有企業(yè)的相機治理作用；另一方面，從外部治理角度，需進一步完善商業(yè)信用體系，完善償債保障機制，健全企業(yè)破產(chǎn)制度，拓展融資渠道、不斷推進我國的市場化進程，消除地區(qū)間的不平衡，為商業(yè)信用發(fā)揮治理作用提供制度保障。S

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3.Jensen M..Agency Costs of Free Cash Flows Corporate Finance and Takeovers[J].American Economic Review，1986，76（2）：323-329.

4.Aivazian A，Ge Y.Debt Maturity Structure and Firm Investment[J].Financial Management，2005，（34）.107-119.

5.黃乾富，沈紅波.債務(wù)來源，債務(wù)期限結(jié)構(gòu)與現(xiàn)金流的過度投資——基于中國制造業(yè)上市公司的實證證據(jù)[J].金融研究，2009，（9）：143-155.

6.童盼，陸正飛.負債融資、負債來源與公司投資行為[J].經(jīng)濟研究，2005，（5）：75-84.

7.La Porta R，Lopez-de-Silanes F，Shleifer A，Vishny R W.Legal determinants of external finance [J].Journal of Finance，1997，52（3）：1131-1150.

8.孫錚，劉鳳委，李增泉.市場化程度、政府干預(yù)與企業(yè)債務(wù)期限結(jié)構(gòu)[J].經(jīng)濟研究，2005，5（5）：52-63.

9.樊綱，王小魯，朱恒鵬.中國市場化指數(shù)：各地區(qū)市場化相對進程2011年報告[M].北京：經(jīng)濟科學出版社，2011.

10.Richardson S..Over-investment of Free Cash Flow[J].Review of Accounting Studies，2006，（11）：159-189.

11.辛清泉，林斌，王彥超.政府控制、經(jīng)理薪酬與資本投資[J].經(jīng)濟研究，2007，（8）：110-122.endprint

（二）主要的變量解釋。

1.被解釋變量。參考Richardson（2006）、辛清泉等（2007）的研究，建立模型（1）。通過回歸，估算出企業(yè)正常投資水平，然后用企業(yè)實際的資本投資水平與估算的資本投資水平之差（即回歸殘差）代表企業(yè)的過度投資程度（殘差>0）和投資不足程度（殘差<0），本文用符號OI表示過度投資，用作模型（2）的被解釋變量。根據(jù)實證分析，模型（1）的因變量與自變量之間的相關(guān)關(guān)系與顯著性水平與現(xiàn)有文獻保持一致。根據(jù)實證結(jié)果，得到2 583個過度投資的觀察值。

Invt=β0+β1Growtht-1+β2Levt-1+β3Casht-1+β4Aget-1+β5Sizet-1+β6Rett-1+β7Invt-1+∑Year+∑Industry+ε （1）

2.解釋變量。設(shè)置商業(yè)信用為本文的解釋變量，以應(yīng)付票據(jù)、應(yīng)付賬款、預(yù)收賬款的年度變化值之和除以平均總資產(chǎn)來量化，用符號CD表示。為進一步考察在產(chǎn)權(quán)性質(zhì)背景下的差異，將其與產(chǎn)權(quán)啞變量形成交乘項CD×Control，代入模型（2）。

3.控制變量。參考以往相關(guān)研究文獻，選擇公司自由現(xiàn)金流量、托賓Q、公司規(guī)模、上一年新增投資、年度啞變量和行業(yè)啞變量作為模型（2）的控制變量。

（三）模型設(shè)計。為驗證假設(shè)1和假設(shè)2，建立模型（2）。為避免多重共線性對研究結(jié)果的影響，本文按市場化總指數(shù)的中位數(shù)對樣本分為市場化程度高低兩組，分組研究市場化進程對負債融資與過度投資關(guān)系的影響機制。

OIt=β0+β1CDt-1+β2CDt-1×Controlt-1+β3Controlt-1+β4Sizet-1+β5Qt-1+β6CFt-1+β7Invt-1+∑Year+∑Industry+ε （2）

四、實證結(jié)果與分析

（一）描述性統(tǒng)計。下頁表2顯示，過度投資企業(yè)的OI均值為0.08，且與市場化高組相比，市場化低組的過度投資水平更高，說明市場化低組的過度投資更嚴重。且與市場化高組相比，市場化低組的CD均值更大，說明商業(yè)信用對市場化程度低的地區(qū)的企業(yè)更為重要。這可能是由于市場化程度低的地區(qū)，金融市場尚不發(fā)達，商業(yè)信用作為傳統(tǒng)融資方式之一，扮演了重要角色。

（二）相關(guān)性分析。下頁表3是主要變量的Pearson和Spearman相關(guān)系數(shù)矩陣及雙尾檢驗結(jié)果。表中顯示，CDt-1與OIt成顯著負相關(guān)。表中相關(guān)系數(shù)值均不大，表明各變量之間不存在嚴重的多種共線性問題。

（三）回歸結(jié)果分析。如下頁表4第1-3列所示，全樣本中，CD的系數(shù)為-0.0387但不顯著，但CD×Control的系數(shù)為-0.0223且在0.05水平上顯著。按產(chǎn)權(quán)分組，如第2、3列所示，非國有企業(yè)CD系數(shù)為-0.0394且顯著，而國有企業(yè)CD系數(shù)為-0.012但并不顯著。上述說明整體上商業(yè)信用能抑制企業(yè)的過度投資，且在非國有企業(yè)中表現(xiàn)得更為突出。其他控制變量與被解釋變量的關(guān)系，與預(yù)期并無差異。上述結(jié)論基本支持假設(shè)1。如下頁表4第4-5列所示，不論市場化高組還是低組，CD的系數(shù)均為負但并不顯著，但較之于市場化低組，市場化高組的CD系數(shù)更小。這提供了市場化程度較高地區(qū)的企業(yè)商業(yè)信用治理作用更強的微弱證據(jù)?？紤]產(chǎn)權(quán)因素，市場化程度高低兩組的CD×Control的系數(shù)均為負且顯著，但市場化高組中CD×Control的系數(shù)更小。上述說明在市場化程度較高的地區(qū)，非國有企業(yè)的商業(yè)信用對過度投資的治理作用更強。其他控制變量與被解釋變量的關(guān)系，與預(yù)期并無差異。上述結(jié)論基本支持假設(shè)2。

五、研究結(jié)論及建議

本文以我國的市場發(fā)展和產(chǎn)權(quán)制度為背景，以2006-2012年滬深主板上市公司為樣本，實證檢驗了商業(yè)信用對企業(yè)過度投資行為的影響。結(jié)果表明，商業(yè)信用能抑制過度投資，且較之于國有企業(yè)，非國有企業(yè)的作用更突出；進一步對市場化程度分為高低兩組后發(fā)現(xiàn)，較之于市場化程度較低的地區(qū)，在市場化程度較高的地區(qū)的企業(yè)商業(yè)信用更能抑制過度投資，且在非國有企業(yè)中表現(xiàn)更突出。

要改善企業(yè)的投資效率，完善公司治理水平，發(fā)揮商業(yè)信用的治理作用是一個重要內(nèi)容。一方面，從內(nèi)部治理角度，需持續(xù)提高企業(yè)，尤其是國有企業(yè)的公司治理水平，完善信息披露制度，發(fā)揮商業(yè)信用對國有企業(yè)的相機治理作用；另一方面，從外部治理角度，需進一步完善商業(yè)信用體系，完善償債保障機制，健全企業(yè)破產(chǎn)制度，拓展融資渠道、不斷推進我國的市場化進程，消除地區(qū)間的不平衡，為商業(yè)信用發(fā)揮治理作用提供制度保障。S

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