塵永魁 關(guān)健 田冬冬

摘? ?要：本文在新古典投資理論基礎(chǔ)上，將市場(chǎng)景氣狀態(tài)、預(yù)期偏差、融資約束納入投資行為的理論分析框架，并利用我國31個(gè)省（自治區(qū)、直轄市）制造業(yè)上市企業(yè)微觀數(shù)據(jù)進(jìn)行了實(shí)證檢驗(yàn)。研究表明：企業(yè)合意投資水平與市場(chǎng)景氣水平密切相關(guān)，當(dāng)市場(chǎng)處于擴(kuò)張期時(shí)，企業(yè)合意投資規(guī)模提高，反之合意投資規(guī)模下降。受預(yù)期偏差和融資約束的影響，企業(yè)實(shí)際投資規(guī)模偏離合意投資水平，形成非效率投資。融資約束不是越低越好，當(dāng)市場(chǎng)處于擴(kuò)張期，企業(yè)對(duì)未來預(yù)期過于樂觀時(shí)，適度的融資約束有助于企業(yè)合理控制投資規(guī)模，避免投資過度;當(dāng)市場(chǎng)處于收縮期，且企業(yè)對(duì)未來預(yù)期過于悲觀時(shí)，降低融資約束有利于提高企業(yè)投資規(guī)模;國有企業(yè)和民營企業(yè)由于融資能力和投資動(dòng)力不同，其投資水平也有所不同，相對(duì)于民營企業(yè)，國有企業(yè)更容易產(chǎn)生過度投資問題。

關(guān)鍵詞：預(yù)期偏差;融資約束;制造業(yè);投資效率;市場(chǎng)景氣

中圖分類號(hào)：F830? 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A? 文章編號(hào)：1674-2265（2021）12-0030-11

DOI：10.19647/j.cnki.37-1462/f.2021.12.004

一、引言

制造業(yè)是實(shí)體經(jīng)濟(jì)的基礎(chǔ)，是構(gòu)筑未來發(fā)展戰(zhàn)略優(yōu)勢(shì)的重要支撐。當(dāng)前，我國正加快形成以國內(nèi)大循環(huán)為主體、國內(nèi)國際雙循環(huán)相互促進(jìn)的新發(fā)展格局。只有堅(jiān)定地推進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)優(yōu)化升級(jí)，促進(jìn)制造業(yè)高質(zhì)量發(fā)展，才能使經(jīng)濟(jì)循環(huán)更加高效、更為可靠。制造業(yè)企業(yè)作為微觀主體，其高質(zhì)量發(fā)展意味著從重?cái)?shù)量規(guī)模的相對(duì)低質(zhì)量發(fā)展范式向提質(zhì)增效的高質(zhì)量發(fā)展范式轉(zhuǎn)變（趙愛英等，2020;李紅強(qiáng)等，2021）[1，2]。這種轉(zhuǎn)變需要投資的加持。然而，由于治理機(jī)制的失衡，部分制造業(yè)企業(yè)無視市場(chǎng)需求的約束條件，偏離了企業(yè)本身所能承受的投資規(guī)模，進(jìn)而產(chǎn)生非效率投資。歷史的教訓(xùn)警示著我們，制造業(yè)高質(zhì)量發(fā)展離不開投資，但不是投資規(guī)模的簡(jiǎn)單重復(fù)堆砌;企業(yè)投資行為應(yīng)遵循價(jià)值規(guī)律，堅(jiān)持以市場(chǎng)需求為導(dǎo)向，通過預(yù)測(cè)市場(chǎng)需求的變化趨勢(shì)，合理調(diào)整投資規(guī)模和策略，不斷提高投資效率。在這一邏輯下，市場(chǎng)沖擊必然影響企業(yè)投資決策。

制造業(yè)投資離不開資金支持。一般情況下，企業(yè)投資所需資金來源于兩個(gè)方面：一是內(nèi)源融資，即企業(yè)內(nèi)部的資金積累;二是外源融資，即企業(yè)通過吸收外部資金來滿足自身投資需求的過程。資金是稀缺的，單純依靠?jī)?nèi)源融資很難滿足企業(yè)投資需求，外源融資成為必需。在現(xiàn)實(shí)經(jīng)濟(jì)中，受信息不對(duì)稱的影響，交易成本客觀存在，交易費(fèi)用不可避免，導(dǎo)致外源融資成本高于內(nèi)源融資，形成融資約束。融資約束的存在使得企業(yè)在進(jìn)行投資決策過程中，不得不對(duì)資金的可得性和融資的成本有所考量，客觀上限制了企業(yè)的投資行為。然而，在考慮投資效率的情況下，這種限制行為需要辯證地看待。一方面，在一個(gè)不完全的市場(chǎng)，融資約束的存在具有客觀必然性;另一方面，適度的融資約束可以提高投資效率，增強(qiáng)企業(yè)的治理能力。與此同時(shí)，融資約束對(duì)投資的影響受到市場(chǎng)景氣的制約。當(dāng)市場(chǎng)處于擴(kuò)張期時(shí)，企業(yè)盈利能力提高，自有資金充足，企業(yè)投資行為受外部融資的約束減少;反之，當(dāng)市場(chǎng)處于緊縮期時(shí)，企業(yè)盈利能力下降，現(xiàn)金流緊張，投資對(duì)外部資金的依賴性提高，外部資金供給方出于自身風(fēng)險(xiǎn)的考慮，將減少對(duì)經(jīng)營業(yè)績(jī)堪憂企業(yè)的信貸支持，加大了企業(yè)融資約束程度。

隨著我國經(jīng)濟(jì)進(jìn)入新常態(tài)，國內(nèi)外市場(chǎng)環(huán)境出現(xiàn)較大波動(dòng)，供求形勢(shì)轉(zhuǎn)換頻繁，新冠肺炎疫情更是對(duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)造成了顯著沖擊。在這種背景下，要想實(shí)現(xiàn)制造業(yè)高質(zhì)量發(fā)展目標(biāo)，一方面，需要確保不同市場(chǎng)沖擊下，增強(qiáng)投資增長(zhǎng)后勁，擴(kuò)大制造業(yè)設(shè)備更新和技術(shù)改造投資;另一方面，有效防控制造業(yè)企業(yè)過度負(fù)債行為，合理調(diào)控微觀杠桿水平，降低金融風(fēng)險(xiǎn)。兩個(gè)方面相互制約、相互補(bǔ)充，要想同時(shí)做好兩個(gè)方面，關(guān)鍵在于能否在差異化的景氣條件下，靈活調(diào)控好資金供給的“閘門”，把握好融資約束的合理水平。本文將市場(chǎng)景氣狀態(tài)、企業(yè)預(yù)期偏差、融資約束和制造業(yè)投資納入同一個(gè)分析框架，并以我國31個(gè)?。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市，以下簡(jiǎn)稱省份）制造業(yè)上市企業(yè)為樣本，實(shí)證檢驗(yàn)不同市場(chǎng)景氣狀態(tài)下，預(yù)期偏差、融資約束對(duì)制造業(yè)企業(yè)投資的影響，具有一定的政策價(jià)值和現(xiàn)實(shí)意義。

二、文獻(xiàn)綜述

長(zhǎng)期以來，制造業(yè)投資問題備受廣大學(xué)者關(guān)注，形成了豐富的文獻(xiàn)。部分學(xué)者從理論和實(shí)證的角度深入分析了制造業(yè)投資的影響因素。馬國臣等（2008）[3]通過實(shí)證研究揭示了我國制造業(yè)上市公司投資支出與內(nèi)部現(xiàn)金流量之間的敏感關(guān)系及其背后動(dòng)因;張中華和劉爽（2017）[4]將制造業(yè)的投資效率分離出技術(shù)效率和規(guī)模效率，并認(rèn)為投資效率的偏低是由技術(shù)效率和規(guī)模效率之間的差距造成的;趙克杰（2020）[5]基于自然實(shí)驗(yàn)原理，利用雙重差分回歸模型，分析了“一帶一路”倡議的實(shí)施對(duì)我國制造業(yè)上市公司投資的影響，其研究結(jié)果表明，該倡議使我國重點(diǎn)省份平均投資增速較非重點(diǎn)省份提高了11.2個(gè)百分點(diǎn)，有較強(qiáng)的正效應(yīng)。

隨著我國經(jīng)濟(jì)進(jìn)入新常態(tài)，經(jīng)濟(jì)增速放緩，金融脫實(shí)向虛，實(shí)體企業(yè)尤其是民營制造業(yè)企業(yè)融資難、融資貴問題備受關(guān)注。為此，學(xué)者們持續(xù)加大對(duì)金融支持實(shí)體企業(yè)投資等相關(guān)問題的研究。李曉龍等（2017）[6]在測(cè)算金融要素扭曲指數(shù)和外部融資依賴程度的基礎(chǔ)上，從融資約束的角度考察了金融要素扭曲對(duì)高技術(shù)企業(yè)創(chuàng)新投資的影響，并認(rèn)為金融要素扭曲顯著抑制了我國高技術(shù)企業(yè)創(chuàng)新投資的增長(zhǎng)。杜傳文和黃節(jié)根（2018）[7]采用改進(jìn)的FHP方法構(gòu)建融資約束指數(shù)，并認(rèn)為融資約束程度越高，越不利于企業(yè)投資和企業(yè)價(jià)值的積累。李真等（2020）[8]的研究結(jié)果則表明民營企業(yè)和新興制造業(yè)企業(yè)面臨的外部融資約束顯著高于國有企業(yè)和傳統(tǒng)制造業(yè)企業(yè)。

面對(duì)市場(chǎng)需求持續(xù)萎靡、內(nèi)需牽引效應(yīng)不明顯的經(jīng)濟(jì)形勢(shì)，部分學(xué)者著眼于需求側(cè)，探討制約企業(yè)投資的動(dòng)因，分析市場(chǎng)沖擊的影響。孫巍等（2020）[9]認(rèn)為在市場(chǎng)高擴(kuò)張期，需求沖擊與整體和凈新增負(fù)債水平正相關(guān)，說明需求的上升會(huì)激勵(lì)企業(yè)主動(dòng)擴(kuò)大債務(wù)規(guī)模。唐遙等（2020）[10]分析了歷史上若干需求和供給沖擊對(duì)企業(yè)投資和全球價(jià)值鏈的影響，并在此基礎(chǔ)上探討了新冠肺炎疫情事件的潛在影響以及應(yīng)對(duì)措施。孫巍和宋南（2020）[11]認(rèn)為市場(chǎng)需求的萎縮沖擊使制造業(yè)企業(yè)研發(fā)行為的決定因素由市場(chǎng)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)變?yōu)槭袌?chǎng)需求，制造業(yè)上市公司中規(guī)模較大的企業(yè)面對(duì)市場(chǎng)需求萎縮的環(huán)境會(huì)增加研發(fā)投入，而規(guī)模較小的企業(yè)則會(huì)減少研發(fā)投入。

梳理現(xiàn)有文獻(xiàn)可以發(fā)現(xiàn)，學(xué)者對(duì)于融資約束如何影響企業(yè)投資的相關(guān)研究較多，少數(shù)學(xué)者分析了市場(chǎng)需求的變化對(duì)企業(yè)投資行為的沖擊效果，但將市場(chǎng)景氣、預(yù)期偏差、融資約束及制造業(yè)投資納入統(tǒng)一的分析框架中的文獻(xiàn)幾乎空白。然而，準(zhǔn)確把握市場(chǎng)景氣狀態(tài)、未來預(yù)期情況以及企業(yè)所面臨的融資約束水平是微觀企業(yè)投資決策過程中必須考慮的因素，也是投資能否完成的重要約束條件。與以往的文獻(xiàn)相比較，本文在新古典投資理論基礎(chǔ)上，推演了市場(chǎng)景氣、預(yù)期偏差、融資約束與投資之間的關(guān)系，并結(jié)合經(jīng)濟(jì)現(xiàn)實(shí)，實(shí)證檢驗(yàn)了影響效果，使得研究邏輯更嚴(yán)謹(jǐn)、研究?jī)?nèi)容更全面，研究結(jié)論更具有政策參考價(jià)值。

三、理論模型與研究假設(shè)

（一）基準(zhǔn)模型

假設(shè)市場(chǎng)上存在一個(gè)代表性企業(yè)，其通過當(dāng)期投資而積累資本的方法，來實(shí)現(xiàn)未來生產(chǎn)能力的擴(kuò)大。廠商生產(chǎn)經(jīng)營的目標(biāo)為跨期利潤(rùn)最大化。假設(shè)企業(yè)技術(shù)水平不變，其在第[t]期的生產(chǎn)函數(shù)為：

[Yt=FKt，Lt]? ?（1）

其中，[Yt]為第[t]期產(chǎn)出，[Ft]為第[t]期生產(chǎn)函數(shù)，[Kt]為第[t]期存量資本，[Lt]為第[t]期勞動(dòng)投入。代表性企業(yè)利潤(rùn)函數(shù)為：

[πtKt，Lt=Yt-WtLt-PtIt]? （2）

式（2）中，[πt]表示第[t]期企業(yè)利潤(rùn)，[Wt]表示第[t]期工資水平，[It]表示第[t]期投資量，[Pt]表示第[t]期投資品價(jià)格。

在以上分析基礎(chǔ)上可以得到企業(yè)的目標(biāo)函數(shù)，具體形式如下：

[PVt=maxt=0∞Yt-WtLt-PtIt1+rts.t.Kt+1=It+1-δKt] （3）

式（3）中[δ]表示固定資產(chǎn)折舊率，即資本存量將會(huì)因?yàn)槭褂枚兴?[r]表示貼現(xiàn)率;[Kt+1]表示[t+1]期資本存量，其大小等于扣除折舊的[t]期資本存量，加上[t]期的投資量。

（二）考慮市場(chǎng)景氣條件下合意投資的確定

隨著市場(chǎng)景氣的變化，市場(chǎng)供需雙方將達(dá)到新的均衡，在新的均衡水平下資本的邊際收益和邊際成本必將隨之變化，決定了新的最優(yōu)投資率，進(jìn)而影響企業(yè)的決策行為。因此，在推導(dǎo)企業(yè)投資決策模型中，應(yīng)將市場(chǎng)景氣因素納入整體框架中。假設(shè)市場(chǎng)景氣調(diào)整因素為[θt]，則企業(yè)生產(chǎn)函數(shù)可調(diào)整為：

[Yt=1+θtFKt，Lt]? ? ? ?（9）

式（9）中，當(dāng)[θt>0]時(shí)，市場(chǎng)需求對(duì)企業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營形成正向沖擊，企業(yè)產(chǎn)品供不應(yīng)求，價(jià)格上漲，銷售收入增加;當(dāng)[-1<θt<0]時(shí)，市場(chǎng)需求對(duì)企業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營形成負(fù)向沖擊，此時(shí)市場(chǎng)不景氣，需求萎縮，企業(yè)產(chǎn)品價(jià)格下降，銷售收入減少;當(dāng)[θt=0]時(shí)，市場(chǎng)需求保持不變。

由此可知，企業(yè)的目標(biāo)函數(shù)調(diào)整為：

[PVAt=maxt=0∞1+θtYt-WtLt-PtIt1+rts.t.Kt+1=It+1-δKt]? ? ?（10）

通過構(gòu)建拉格朗日函數(shù)，并求出一階條件可以得到：

[1+θtMPAk=rPt-1+δPt-ΔPt]? ? （11）

即：[MPAk=rPt-1+δPt-ΔPt1+θt]? ? ? （12）

比較式（11）與式（8）可知：當(dāng)[θt>0]時(shí)，[MPAk<MPk]，假設(shè)其他條件不變的情況下，由于資本邊際效率遞減，因此，在市場(chǎng)需求正向沖擊下的最優(yōu)資產(chǎn)存量[KA?]大于未考慮市場(chǎng)需求沖擊影響下（或者[θt=0]）的最優(yōu)資本存量[K?] ，相應(yīng)的存在[IA?>I?]，其中[IA?]、[I?]分別表示調(diào)整前后的合意投資水平;當(dāng)[θt<0]時(shí)，則[IA?<I?]。式（11）表明，企業(yè)在利潤(rùn)最大化目標(biāo)引導(dǎo)下，隨著市場(chǎng)需求的改善，將會(huì)增加資本存量，進(jìn)而提高產(chǎn)出水平，達(dá)到增加利潤(rùn)的目的，反之則會(huì)減少投資，控制產(chǎn)出水平。由于增加存量資本的過程就是做出投資決策的過程，因此，本文認(rèn)為市場(chǎng)需求對(duì)企業(yè)投資規(guī)模產(chǎn)生誘導(dǎo)效應(yīng)，當(dāng)市場(chǎng)需求產(chǎn)生正向沖擊時(shí)，企業(yè)將會(huì)擴(kuò)大投資規(guī)模，使投資更趨近于過度投資方向;反之將會(huì)降低投資規(guī)模，使投資趨近于投資不足。

據(jù)此，本文提出假設(shè)1：企業(yè)投資水平與市場(chǎng)景氣水平密切相關(guān)，當(dāng)市場(chǎng)處于擴(kuò)張期時(shí)，企業(yè)投資規(guī)模不斷提高，使投資規(guī)模更趨近于過度投資方向;反之，企業(yè)投資規(guī)模下降，使投資規(guī)模向投資不足方向趨近。

（三）考慮預(yù)期偏差和融資約束影響下的投資行為

1. 考慮預(yù)期偏差的影響。在現(xiàn)實(shí)經(jīng)濟(jì)中，企業(yè)是有限理性的，企業(yè)在進(jìn)行投資決策過程中無法掌握全部的市場(chǎng)信息，使得企業(yè)市場(chǎng)預(yù)期與真實(shí)市場(chǎng)需求之間存在一定的偏差。在此，本文假設(shè)企業(yè)需求預(yù)期是真實(shí)市場(chǎng)需求之間存在如下關(guān)系：

[ηt=βtθt]? ? ? ? （13）

其中，[ηt]表示企業(yè)對(duì)當(dāng)前市場(chǎng)需求的預(yù)期判斷，[βt]反映企業(yè)市場(chǎng)預(yù)期水平。當(dāng)[βt=1]時(shí)，企業(yè)市場(chǎng)預(yù)期與真實(shí)的市場(chǎng)相同，即企業(yè)完全掌握了市場(chǎng)信息;當(dāng)[βt>1]時(shí)，[ηt>θt]，說明企業(yè)市場(chǎng)預(yù)期超過了市場(chǎng)真實(shí)需求水平，存在對(duì)市場(chǎng)需求沖擊的過度誘導(dǎo)，即企業(yè)對(duì)未來過度自信;當(dāng)[0<βt<1]時(shí)，[ηt<θt]，說明企業(yè)對(duì)市場(chǎng)真實(shí)情況預(yù)期不足，即對(duì)未來信心不足。考慮國有企業(yè)的特殊地位，其能夠掌握的稟賦資源多于民營企業(yè)，其對(duì)待未來經(jīng)營的信心也要普遍高于民營企業(yè)。因此，在市場(chǎng)景氣處于擴(kuò)張的階段，國有企業(yè)擴(kuò)大投資的沖動(dòng)和能力要高于民營企業(yè);在市場(chǎng)景氣處于收縮階段，國有企業(yè)憑借較強(qiáng)的抗風(fēng)險(xiǎn)能力以及投資的慣性作用，其減少投資的幅度將會(huì)低于民營企業(yè)。據(jù)此，本文認(rèn)為國有企業(yè)和民營企業(yè)普遍存在如下關(guān)系式：

[βSt≥βPEtθt≥0βSt≤βPEtθt<0]? ? ? ? ? （14）

其中，[βSt]、[βPEt]分別表示國有企業(yè)、民營企業(yè)預(yù)期偏差系數(shù)。

2. 考慮融資約束造成的資本扭曲。由于企業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營面臨營商環(huán)境的約束，受此影響，其正常的生產(chǎn)經(jīng)營不可避免地存在效率損失。表現(xiàn)在金融領(lǐng)域，則重點(diǎn)體現(xiàn)為融資約束導(dǎo)致的資本扭曲。在此，本文重點(diǎn)分析融資約束的影響，并將融資約束表示為[τIt]。

與此同時(shí)，由于國有企業(yè)的政策負(fù)擔(dān)，政府會(huì)通過信貸扶持的手段對(duì)國有企業(yè)進(jìn)行補(bǔ)貼（林毅夫和李志赟，2004）[12]，在財(cái)政上給予國有企業(yè)更多的扶持（Qian，1994）[13]。加之，商業(yè)銀行的控制權(quán)主要?dú)w屬于中央政府和各個(gè)地方政府（張光利等，2018）[14]，占據(jù)銀行信貸市場(chǎng)主導(dǎo)地位的國有銀行和國有企業(yè)之間存在天然的利益關(guān)系（朱凱和俞偉峰，2010）[15]，致使信貸資源大量流入國有企業(yè)。因此，不同所有制企業(yè)普遍存在：

（1）比較[IR]與[I?]。當(dāng)[βt=1]時(shí)，即企業(yè)能夠準(zhǔn)確預(yù)測(cè)市場(chǎng)變化，并據(jù)此決定生產(chǎn)規(guī)模。若[τKt≠0]，即存在資本扭曲，則[MPAk≠M(fèi)PRk]，此時(shí)[KR≠K?]，進(jìn)而[IR≠I?]，說明企業(yè)投資偏離了合意投資水平，存在非效率投資;若[τKt>0]，則[MPRk>MPAk]，根據(jù)資本邊際收益遞減規(guī)律，此時(shí)[KR<K?]，即[IR<I?]，說明在完全市場(chǎng)信息的情況，融資約束的存在，導(dǎo)致企業(yè)投資水平低于合意投資水平，存在投資不足的情況;若[τKt<0]，此時(shí)企業(yè)能夠獲得低于內(nèi)部融資成本的貸款支持，則[MPRk<MPAk]，即[IR>I?]，說明低廉的、過剩的信貸供給，將會(huì)導(dǎo)致企業(yè)過度投資。

當(dāng)[βt>1]、[θt>0]時(shí)，企業(yè)在市場(chǎng)擴(kuò)張期，對(duì)未來市場(chǎng)過度自信。若[τKt=0]，即企業(yè)能夠從銀行獲得正常市場(chǎng)價(jià)格水平的融資支持，此時(shí)[MPRk<MPAk]，即[IR>I?]，說明存在過度投資問題。我們假設(shè)[τKt=0]時(shí)，[MPRk=κ]，若[τKt>0]，則[MPRk>κ]，說明融資約束的存在促使企業(yè)減少投資規(guī)模。同時(shí)，我們可以認(rèn)為，理論上存在[τKt=η>0]，使得[MPRk=MPAk]，即[IR=I?]，此時(shí)投資達(dá)到了合意投資水平。這說明當(dāng)企業(yè)對(duì)未來市場(chǎng)過度自信時(shí)，適度的融資約束有利于改進(jìn)企業(yè)投資行為，促進(jìn)企業(yè)投資接近或達(dá)到合意投資水平。若[τKt<0]，此時(shí)企業(yè)可以獲得低于內(nèi)部融資成本的資金，將導(dǎo)致[IR?I?]。

當(dāng)[βt>1]、[θt<0]時(shí)，企業(yè)在市場(chǎng)收縮期，且對(duì)未來持悲觀態(tài)度。若[τKt=0]，則[MPRk>MPAk]，即[IR<I?]，說明企業(yè)存在投資不足的情況;若[τKt>0]，則[MPRk?MPAk]，即[IR?I?]，說明融資約束的存在進(jìn)一步加劇了投資不足的問題;若[τKt<0]，則理論上存在[τKt=l<0]，使得[MPRk=MPAk]，即[IR=I?]。因此，在市場(chǎng)景氣下行階段，如果企業(yè)對(duì)未來持悲觀態(tài)度，此時(shí)銀行可以發(fā)放低于企業(yè)內(nèi)部資金成本的貸款，即銀行向企業(yè)給予補(bǔ)貼，讓利實(shí)體企業(yè)。這也解釋了2020年疫情沖擊下，銀行讓利實(shí)體經(jīng)濟(jì)的行為。

當(dāng)[βt<1]、[θt>0]時(shí)，其分析過程與[βt>1]、[θt<0]時(shí)相類似;當(dāng)[βt<1]、[θt<0]時(shí)，其分析過程與[βt>1]、[θt>0]時(shí)相類似。在此不贅述。

根據(jù)以上分析，本文提出假設(shè)2：當(dāng)市場(chǎng)處于擴(kuò)張期，企業(yè)對(duì)未來過度自信時(shí)，適度的融資約束有助于企業(yè)合理控制投資規(guī)模，避免投資過度;當(dāng)市場(chǎng)處于收縮期，且企業(yè)對(duì)未來悲觀時(shí)，降低融資約束有利于刺激企業(yè)投資，提高投資效率。

（2）考慮異質(zhì)性企業(yè)[ISR]、[IPER]與[I?]。結(jié)合式（14）、式（15）可知：當(dāng)[θt>0]時(shí)，由于普遍存在著[τKSt≤τKPEt]、[βSt≥βPEt]，則[MPSRk≤MPPERk]，即[ISR≥IPER]，

說明在市場(chǎng)景氣擴(kuò)張期，國有企業(yè)投資水平普遍高于民營企業(yè)。此時(shí)，若[τSKt=τPEKt=0]，一是當(dāng)[βSt≥βPEt>1]時(shí)，[ISR≥IPER>I?]，即國有企業(yè)和民營企業(yè)均存在過度投資問題。若[τSKt>0]、[τPEKt>0]，過度投資問題能夠得到緩解。但是由于[0≤τSKt≤τPEKt]，顯然如果融資約束導(dǎo)致民營企業(yè)投資達(dá)到合意投資水平，則國有企業(yè)仍將存在過度投資;如果融資約束導(dǎo)致國有企業(yè)達(dá)到了合意投資水平，則民營企業(yè)又將面臨投資不足問題。二是當(dāng)[βSt>1≥βPEt]時(shí)，即國有企業(yè)對(duì)未來過度自信，民營企業(yè)則信心不足，則存在[ISR>I?≥IPER]，即國有企業(yè)投資過度，民營企業(yè)投資不足。此時(shí)如果繼續(xù)按照[0≤τSKt≤τPEKt]給予融資約束，則會(huì)加劇非效率投資程度。當(dāng)[θt<0]時(shí)，分析過程與[θt>0]時(shí)類似，不再贅述。

據(jù)此，本文提出假設(shè)3：國有企業(yè)和民營企業(yè)由于融資能力和預(yù)期偏差不同，其投資水平也有所不同，相對(duì)于民營企業(yè)，國有企業(yè)更容易產(chǎn)生過度投資問題。

四、研究設(shè)計(jì)

（一）變量設(shè)計(jì)

1. 市場(chǎng)景氣狀態(tài)（MI）及預(yù)期偏差指標(biāo)（OC）。（1）市場(chǎng)景氣狀態(tài)（MI）。鑒于財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)中的營業(yè)收入包含了價(jià)格和需求兩方面因素的信息，可以綜合反映市場(chǎng)供需形勢(shì)的變化，本文借鑒Ding等（2018）[16]、孫巍等（2020）[9]做法，采用企業(yè)營業(yè)收入增長(zhǎng)率作為市場(chǎng)景氣狀態(tài)的代理指標(biāo)，并據(jù)此將市場(chǎng)景氣狀態(tài)劃分為擴(kuò)張期和收縮期兩個(gè)階段，具體劃分方法如表1所示。同時(shí)，本文引入虛擬變量MI反映市場(chǎng)景氣狀態(tài)，當(dāng)企業(yè)處于擴(kuò)張期時(shí)，MI賦值為1，否則賦值為0。

（2）預(yù)期偏差指標(biāo)（OC）。大量研究表明，市場(chǎng)是不完全的，市場(chǎng)交易也并非完全理性，市場(chǎng)交易的決策行為受制于決策者的主觀偏好，進(jìn)而偏離均衡下的最優(yōu)化狀態(tài)。Roll（1986）[17]提出的“狂妄自大”正式將過度自信引入公司財(cái)務(wù)領(lǐng)域，用于反映在市場(chǎng)交易過程中，決策者過度相信自己的判斷，進(jìn)而形成的認(rèn)知偏差行為。Lin等（2005）[18]從盈利預(yù)測(cè)角度進(jìn)行研究，認(rèn)為過度自信的管理者做出的盈利預(yù)測(cè)誤差大于零的次數(shù)比較多。此后，部分學(xué)者進(jìn)一步豐富了該種方法。沈頌東和李葳（2020）[19]選取企業(yè)預(yù)先披露的“預(yù)報(bào)凈利潤(rùn)變動(dòng)幅度”指標(biāo)，與企業(yè)凈利潤(rùn)同比增長(zhǎng)率作差，作為過度自信的量化指標(biāo)。本文借鑒了其構(gòu)建過度自信指標(biāo)的方法，并以此來衡量預(yù)期偏差水平。

2. 融資約束指數(shù)（KZ）。理論上來看，企業(yè)融資約束程度可以通過關(guān)鍵性的財(cái)務(wù)指標(biāo)反映出來，這就是KZ指數(shù)的原理。Kaplan和Zingales（1997）[20]首次以經(jīng)營性凈現(xiàn)金流、現(xiàn)金持有量、派現(xiàn)水平、負(fù)債程度以及成長(zhǎng)性等五個(gè)因素作為融資約束的代理變量，通過回歸分析進(jìn)而構(gòu)建了一個(gè)綜合指數(shù)來衡量企業(yè)的融資約束程度。然而，該方法在指數(shù)構(gòu)建過程中存在與經(jīng)濟(jì)事實(shí)不一致的情形（Whited和Wu，2006）[21]。一是該指數(shù)認(rèn)為杠桿率越高，企業(yè)融資約束越大。但是，正如我們所公認(rèn)的，國有企業(yè)杠桿率水平普遍高于民營和小微企業(yè)，但國有企業(yè)受到的融資約束卻小于民營和小微企業(yè)，顯然該指數(shù)在杠桿率指標(biāo)設(shè)定上與事實(shí)不符。從這個(gè)角度來分析，杠桿率水平高恰好說明了企業(yè)獲得貸款的難度較?。ń瓊サ龋?015;劉晴等，2017;郭聯(lián)邦和王勇）[22-24]。二是該指數(shù)認(rèn)為融資約束的高低與現(xiàn)金股利相關(guān)，如果現(xiàn)金股利發(fā)放的多，則說明企業(yè)融資約束水平低。表面上來看，這符合理論邏輯，但結(jié)合我國實(shí)際來看，由于部分上市公司不派發(fā)或以其他形式分配股利，導(dǎo)致樣本企業(yè)現(xiàn)金股利數(shù)據(jù)存在較多“0”值，影響了分析價(jià)值。三是該指數(shù)忽略了影響融資能力的部分關(guān)鍵性指標(biāo)，如企業(yè)抵押物占比、融資成本等。

鑒于KZ指數(shù)存在的不足，本文在原有KZ指數(shù)基礎(chǔ)上從以下五個(gè)方面進(jìn)行改進(jìn)：一是遵從事實(shí)依據(jù)，調(diào)整資產(chǎn)負(fù)債率與融資約束關(guān)系，當(dāng)資產(chǎn)負(fù)債率高于中位數(shù)時(shí)，其對(duì)應(yīng)的KZ值為0，否則為1;二是刪除現(xiàn)金股利/上期總資產(chǎn)（DIV/Size）;三是由于經(jīng)營性凈現(xiàn)金流/上期總資產(chǎn)（CF/Size）、現(xiàn)金持有/上期總資產(chǎn)（Cash/Size）均反映企業(yè)現(xiàn)金是否充足，在功能上相類似，由于前者能夠動(dòng)態(tài)反映企業(yè)經(jīng)營中現(xiàn)金約束情況，因此，保留該指標(biāo)，刪除現(xiàn)金持有/上期總資產(chǎn)（Cash/Size）;四是增加固定資產(chǎn)占總資產(chǎn)的比重（FA/Size）來衡量企業(yè)抵押能力，并認(rèn)為當(dāng)FA/Size大于中位數(shù)時(shí)，其對(duì)應(yīng)的KZ為1，否則為0;五是增加利息凈支出/總負(fù)債（TTM/L）來表示企業(yè)融資成本大小，并認(rèn)為當(dāng)TTM/L大于中位數(shù)時(shí)，其對(duì)應(yīng)的KZ為1，否則為0。除以上五方面修正外，其余指標(biāo)及分析過程與原KZ指數(shù)構(gòu)建過程一致。即得到KZ=KZ1+KZ2+KZ3+KZ4+KZ5，并通過建立回歸模型如式（21）所示，計(jì)算KZ指數(shù)。

[KZ=β1CFSize+β2LEV+β3TQ+β4FASize+β5TTML]? ?（21）

3. 非效率投資（NEI和NEIV）。本文借鑒Richardson（2016）[25]的方法利用回歸模型估算企業(yè)合理投資額，并利用實(shí)際投資額與估計(jì)投資額之差測(cè)度非效率投資。如果實(shí)際投資額大于估計(jì)投資額，則界定為過度投資;反之為投資不足?？紤]數(shù)據(jù)的可得性，在投資指標(biāo)選擇上，本文參考了李強(qiáng)等（2014）[26]做法，利用購建固定資產(chǎn)、無形資產(chǎn)和其他長(zhǎng)期資產(chǎn)支付現(xiàn)金總額的自然對(duì)數(shù)，衡量企業(yè)實(shí)際投資額。在考慮相關(guān)變量的基礎(chǔ)上，建立動(dòng)態(tài)面板回歸模型估計(jì)合意投資規(guī)模，并計(jì)算非效率投資。模型具體形式如式（22）所示。

[Ivt=β1Ivt-1+β2Growt-1+β3Roat-1+β4Casht-1+β5Aget-1+β6Sizet-1+εt] （22）

在估算合意投資額進(jìn)而測(cè)度非效率投資的基礎(chǔ)上，為進(jìn)一步研究不同市場(chǎng)景氣狀態(tài)下，預(yù)期偏差、融資約束對(duì)非效率投資的影響。本文將模型（22）進(jìn)行以下處理：若實(shí)際投資額記為[Iv]，回歸模型（22）估計(jì)的合意投資記為[Iv]，經(jīng)標(biāo)準(zhǔn)化的非效率投資可以表示為[（Iv-Iv）/Iv]。由于合意投資模型中被解釋變量為投資的自然對(duì)數(shù)，通過如下變換調(diào)整得到非效率投資NEI：

[（Iv-Iv）/Iv=Iv/Iv-1=eln（Iv）-ln（Iv）-1]? ? ? ? ?（23）

如果其值為正表示發(fā)生過度投資，其值為負(fù)表示投資不足。在此基礎(chǔ)上，本文設(shè)置虛擬變量NEIV，將過度投資設(shè)為1，投資不足設(shè)為0。

4. 控制變量。為了控制樣本之間的個(gè)體差異，緩解因遺漏重要變量而形成的內(nèi)生性問題，本文對(duì)企業(yè)資產(chǎn)規(guī)模（Size）、資產(chǎn)負(fù)債率（Lev）、現(xiàn)金持有（Cash）、凈資產(chǎn)收益率（Reo）、庫存周轉(zhuǎn)率（Demd）、企業(yè)所有制（Style）等企業(yè)特征變量進(jìn)行了控制。在此基礎(chǔ)上，控制了年份虛擬變量（Year），以反映時(shí)變差異;根據(jù)證監(jiān)會(huì)2012年修訂的制造業(yè)行業(yè)分類標(biāo)準(zhǔn)控制了行業(yè)虛擬變量（Industry），以反映行業(yè)差異;根據(jù)上市公司所在省份的經(jīng)濟(jì)水平劃分東中西三個(gè)區(qū)域①，進(jìn)一步控制區(qū)域虛擬變量（Aear），以反映區(qū)域差異。

（二）計(jì)量模型

根據(jù)理論推導(dǎo)結(jié)果，本文建立了反映融資約束（KZ）、預(yù)期偏差（OC）及市場(chǎng)景氣狀態(tài)（MI）對(duì)非效率投資（NEI）影響情況的計(jì)量模型，并針對(duì)被解釋變量類型，分別建立動(dòng)態(tài)面板回歸模型和Logit模型。為了緩解內(nèi)生性問題，本文將模型主要解釋變量滯后一期。

（三）數(shù)據(jù)來源及說明

本文選取2010年第一季度—2020年第四季度滬深兩市制造業(yè)上市公司為樣本。并做如下處理：一是剔除數(shù)據(jù)缺失值較多的樣本;二是剔除連續(xù)三年出現(xiàn)ST的上市公司;三是剔除出現(xiàn)PT或退市的上市公司。此外，我們對(duì)連續(xù)變量在1%和99%分位上進(jìn)行了縮尾處理。與此同時(shí)，為了解決指標(biāo)“預(yù)期凈利潤(rùn)同比增長(zhǎng)率”數(shù)據(jù)缺失問題，本文借鑒王霞等（2008）[27]、姜付秀等（2009）[28]做法，用同年內(nèi)相近季度數(shù)據(jù)進(jìn)行補(bǔ)充。最終以1281家制造業(yè)上市企業(yè)47311個(gè)觀測(cè)值作為研究對(duì)象。考慮到樣本觀測(cè)值為季度數(shù)據(jù)，本文采用常用的X12方法去除季節(jié)性因素的影響。本文數(shù)據(jù)來源于萬得數(shù)據(jù)庫。

五、實(shí)證結(jié)果分析

（一）融資約束指數(shù)估計(jì)

根據(jù)前文所述KZ指數(shù)構(gòu)造方法，并以KZ值為因變量，其他指標(biāo)為自變量，建立排序邏輯回歸模型（Ordered Logistic Regression），回歸結(jié)果如表3列（1）和列（2）所示。由回歸結(jié)果可知，托賓Q（TQ）、利息凈支出/負(fù)債項(xiàng)（TTM/L）與KZ指數(shù)正相關(guān)，其余變量與KZ指數(shù)負(fù)相關(guān)，這與經(jīng)濟(jì)意義相一致。

（二）合意投資規(guī)模及非效率投資

本部分將企業(yè)實(shí)際投資額取對(duì)數(shù)后作為被解釋變量，滯后1期的投資額（Iv）、企業(yè)規(guī)模（Size）、現(xiàn)金存量（Cash）、企業(yè)年齡（Age）以及營業(yè)收入增長(zhǎng)率（Grow）作為解釋變量，利用個(gè)體固定效應(yīng)面板模型估計(jì)企業(yè)合意投資額，并利用回歸殘差測(cè)度非效率投資水平?；貧w結(jié)果如表3列（3）和列（4）所示。從回歸結(jié)果可知，企業(yè)規(guī)模（Size）回歸系數(shù)在5%水平下顯著為正，說明大企業(yè)相對(duì)小企業(yè)實(shí)際投資規(guī)模更大;現(xiàn)金存量（Cash）回歸系數(shù)在1%水平下顯著為正，表明企業(yè)內(nèi)部現(xiàn)金流越多，實(shí)際投資規(guī)模越大。營業(yè)收入增長(zhǎng)率（Grow）、企業(yè)年齡（Age）的回歸系數(shù)均顯著且方向與Richardson（2006）[25]研究結(jié)論一致。

（三）主要變量描述性統(tǒng)計(jì)

為了實(shí)證需要，在此對(duì)主要變量進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì)，表4給出了描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。由表4可以看出，非效率投資（NEI）均值為0.02899，中位數(shù)為0.035，這表明我國制造業(yè)上市公司總體表現(xiàn)為過度投資，且分布呈左偏狀態(tài)，即過度投資較嚴(yán)重。預(yù)期偏差（OC）中位數(shù)為6.62，說明我國制造業(yè)上市公司中對(duì)未來預(yù)期過于樂觀個(gè)數(shù)多于預(yù)期悲觀。通過非效率投資程度、預(yù)期偏差的標(biāo)準(zhǔn)差可知，不同企業(yè)之間差距較大。

（四）回歸結(jié)果分析

本文在前文分析基礎(chǔ)上，結(jié)合各指標(biāo)數(shù)據(jù)，對(duì)式（24）和式（25）建立的動(dòng)態(tài)面板模型進(jìn)行系統(tǒng)廣義矩估計(jì)（GMM）。該方法彌補(bǔ)了傳統(tǒng)的廣義矩估計(jì)（GMM）弱工具變量和樣本信息損失等問題，可以顯著提高參數(shù)估計(jì)的有效性和一致性。該方法的有效前提條件是殘差項(xiàng)不存在二階序列自相關(guān)且工具變量是有效的。因此，需要進(jìn)行兩個(gè)檢驗(yàn)：一是Sargan檢驗(yàn)，用來檢測(cè)工具變量的有效性;二是Arellano-Bond序列自相關(guān)檢驗(yàn)，用來檢測(cè)殘差項(xiàng)是否存在二階序列自相關(guān)。根據(jù)表5檢驗(yàn)結(jié)果可知，所選工具變量有效，且殘差項(xiàng)不存在二階序列相關(guān)，說明本文采用系統(tǒng)GMM進(jìn)行回歸是合理的。

表5中模型1、模型2以非效率投資（NEI）作為被解釋變量。模型1回歸結(jié)果顯示：融資約束（KZ）回歸系數(shù)在1%水平下顯著為負(fù)，說明隨著企業(yè)融資約束的增強(qiáng)，企業(yè)投資規(guī)模下降，投資效率趨近于投資不足的方向，此時(shí)如果企業(yè)存在過度投資（即被解釋變量大于0），則當(dāng)融資約束達(dá)到適度水平時(shí)，有利于提高投資效率;反之，則加大投資不足。預(yù)期偏差（OC）回歸系數(shù)在5%水平下顯著為正，表明企業(yè)對(duì)未來過高預(yù)期將會(huì)導(dǎo)致投資水平趨向過度投資方向。市場(chǎng)景氣狀態(tài)（MI）回歸系數(shù)在1%水平下顯著為正，說明如果企業(yè)處于擴(kuò)張階段，則其投資水平更容易趨向于過度投資方向，驗(yàn)證了假設(shè)1。融資約束與市場(chǎng)景氣狀態(tài)的交叉項(xiàng)（KZ×MI）、融資約束與預(yù)期偏差的交叉項(xiàng)（KZ×OC）的回歸系數(shù)分別在1%、5%的水平下顯著為正，表明如果企業(yè)處在擴(kuò)張階段或者企業(yè)對(duì)未來存在過高預(yù)期時(shí)，將會(huì)削弱融資約束對(duì)過度投資的抑制作用?；貧w結(jié)果驗(yàn)證了假設(shè)2，即當(dāng)市場(chǎng)處于擴(kuò)張期，企業(yè)對(duì)未來存在過高預(yù)期時(shí)，適度的融資約束有助于企業(yè)合理控制投資規(guī)模，避免投資過度;當(dāng)市場(chǎng)處于收縮期，且企業(yè)對(duì)未來存在悲觀預(yù)期時(shí)，降低融資約束有利于刺激企業(yè)投資，提高投資效率。

模型2可以分析融資約束（KZ）、預(yù)期偏差（OC）及市場(chǎng)景氣狀態(tài)（MI）對(duì)非效率投資（NEI）的異質(zhì)性影響?；貧w結(jié)果顯示：企業(yè)類型與融資約束交叉項(xiàng)（KZ[×]Style）系數(shù)在1%水平下顯著為正，表明融資約束水平的提高對(duì)于不同類型企業(yè)的影響是存在差異的，對(duì)國有企業(yè)投資的抑制作用弱于民營企業(yè);企業(yè)類型與預(yù)期偏差交叉項(xiàng)（OC[×]Style）系數(shù)在5%水平上顯著為正，表明相對(duì)于民營企業(yè)，國有企業(yè)對(duì)未來存在過高預(yù)期更易使投資規(guī)模趨向于過度投資方向，回歸結(jié)果驗(yàn)證了假設(shè)3。同時(shí)，模型2中融資約束（KZ）、預(yù)期偏差（OC）及市場(chǎng)景氣狀態(tài)（MI）系數(shù)均顯著且方向與模型1一致，初步說明結(jié)論具有穩(wěn)健性。

模型3、模型4以投資效率的虛擬變量（過度投資為1，投資不足為0）作為被解釋變量，進(jìn)行Logit回歸。模型3回歸結(jié)果顯示：融資約束（KZ）回歸系數(shù)在1%的水平上顯著為負(fù)，表明融資約束越高，過度投資的可能性越小;預(yù)期偏差（OC）和市場(chǎng)景氣狀態(tài)（MI）回歸系數(shù)分別在5%、10%的水平下顯著為正，表明企業(yè)對(duì)未來預(yù)期越高，其過度投資的可能性越大，企業(yè)擴(kuò)張階段更易形成過度投資決策，進(jìn)一步驗(yàn)證假設(shè)1成立。融資約束與預(yù)期偏差的交叉項(xiàng)（KZ[×]OC）、融資約束與市場(chǎng)景氣狀態(tài)的交叉項(xiàng)（KZ[×]MI）系數(shù)分別在1%、10%的水平下顯著為正，說明企業(yè)在擴(kuò)張階段、企業(yè)對(duì)未來預(yù)期過于樂觀均削弱了融資約束對(duì)過度投資可能性的限制作用，進(jìn)一步驗(yàn)證了假設(shè)2。

模型4設(shè)置了企業(yè)類型虛擬變量，檢驗(yàn)融資約束（KZ）、預(yù)期偏差（OC）和市場(chǎng)景氣狀態(tài)（MI）的異質(zhì)性影響。回歸結(jié)果顯示：企業(yè)類型與融資約束的交叉項(xiàng)（KZ[×]Style）系數(shù)、企業(yè)類型與市場(chǎng)景氣狀態(tài)的交叉項(xiàng)（MI[×]Style）系數(shù)均在1%水平下顯著為正，表明相對(duì)于民營企業(yè)，國有企業(yè)融資約束的提高對(duì)于降低過度投資可能性的作用更小，即融資約束對(duì)國有企業(yè)過度投資的影響要弱于民營企業(yè)，且國有企業(yè)在擴(kuò)張階段形成過度投資的可能性更大，國有企業(yè)過高的預(yù)期偏差較民營企業(yè)更容易形成過度投資，進(jìn)一步驗(yàn)證了假設(shè)3。模型4中融資約束（KZ）、預(yù)期偏差（OC）及市場(chǎng)景氣狀態(tài)（MI）系數(shù)均顯著且方向與模型3一致，初步說明結(jié)論穩(wěn)健。

（五）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

本文采用以下三種方法驗(yàn)證結(jié)論穩(wěn)健性：一是替換被解釋變量。我們參照李強(qiáng)等（2014）[26]、賀京同和范若瀅（2015）[29]、中國人民銀行濟(jì)南分行課題組（2019）[30]、楊箏等（2017）[31]等學(xué)者的做法，選?。ㄔ诮üこ唐谀?shù)-在建工程期初數(shù)）+（固定資產(chǎn)期末數(shù)-固定資產(chǎn)期初數(shù)）+（無形資產(chǎn)期末數(shù)-無形資產(chǎn)期初數(shù)），同時(shí)除以期初總資產(chǎn)消除規(guī)模因素的影響，替代合意投資回歸的被解釋變量，以此估計(jì)非效率投資，并參照式（24）和式（25）的形式，再次進(jìn)行回歸分析。二是替換解釋變量，借鑒Hadlock和Pierce（2010）[32]方法，計(jì)算出國有企業(yè)、民營企業(yè)融資約束的SA指數(shù)，替換KZ指數(shù)，其中SA指數(shù)計(jì)算公式為[SA=-0.737×Size+0.043×Size2-0.04×]

[Age]。三是改變模型形式。運(yùn)用probit模型替代Logit模型進(jìn)行回歸?；貧w結(jié)果分別見表6、表7。由表6和表7可知，主要變量系數(shù)的方向和顯著性與前文基本一致，驗(yàn)證了模型的穩(wěn)健性。

六、結(jié)論與政策建議

（一）研究結(jié)論

本文在新古典投資理論基礎(chǔ)上，將市場(chǎng)景氣、預(yù)期偏差、融資約束納入投資行為的理論分析框架中，并利用制造業(yè)微觀數(shù)據(jù)進(jìn)行了實(shí)證檢驗(yàn)。本文的研究結(jié)論表明：企業(yè)合意投資水平與市場(chǎng)景氣水平密切相關(guān)，當(dāng)市場(chǎng)處于擴(kuò)張期時(shí)，企業(yè)合意投資規(guī)模提高，反之合意投資規(guī)模下降。受預(yù)期偏差和融資約束的影響，企業(yè)實(shí)際投資規(guī)模偏離合意投資水平，形成非效率投資;融資約束不是越低越好，當(dāng)市場(chǎng)處于擴(kuò)張期，企業(yè)對(duì)未來預(yù)期過高時(shí)，適度的融資約束有助于企業(yè)合理控制投資規(guī)模，避免投資過度;當(dāng)市場(chǎng)處于收縮期，且企業(yè)對(duì)未來預(yù)期過于悲觀時(shí)，降低融資約束有利于提高企業(yè)投資規(guī)模，刺激企業(yè)投資;國有企業(yè)和民營企業(yè)由于融資能力和投資動(dòng)力不同，其投資水平也有所不同，相對(duì)于民營企業(yè)，國有企業(yè)更容易產(chǎn)生過度投資問題。

（二）政策建議

基于以上研究結(jié)論，本文提出以下政策建議：

1.貫徹落實(shí)穩(wěn)健的貨幣政策，合理配置信貸資源?，F(xiàn)有的研究表明，貨幣政策能夠有效調(diào)控融資約束，進(jìn)而影響實(shí)體企業(yè)資金供給。2020年中央經(jīng)濟(jì)工作會(huì)議強(qiáng)調(diào)“穩(wěn)健的貨幣政策要靈活精準(zhǔn)、合理適度，保持貨幣供應(yīng)量和社會(huì)融資規(guī)模增速同名義經(jīng)濟(jì)增速基本匹配”。反映在投資方面，就是要滿足實(shí)體企業(yè)正常合理的投資資金需求，提高投資效率。同時(shí)，要合理靈活運(yùn)用定向降準(zhǔn)、定向中期借貸便利等結(jié)構(gòu)性貨幣政策工具，積極引導(dǎo)信貸資金流向，有效緩解民營制造業(yè)企業(yè)融資難、融資貴問題。

2. 繼續(xù)實(shí)施積極的財(cái)政政策，加大結(jié)構(gòu)調(diào)整，聚焦民營制造業(yè)企業(yè)減負(fù)。隨著基礎(chǔ)設(shè)施有效投資空間逐步縮小，繼續(xù)擴(kuò)大政府性投資，可能會(huì)造成投資過度以及投資效率和全要素生產(chǎn)率的下降，并對(duì)民營企業(yè)投資產(chǎn)生擠出效應(yīng)。因此，政府應(yīng)進(jìn)一步縮減直接投資，將更大的財(cái)政資金聚焦于民營企業(yè)減負(fù)，降低社保繳費(fèi)負(fù)擔(dān)，鞏固和拓展減稅降費(fèi)成效。同時(shí)，加大資源整合與資本注入力度，擴(kuò)大風(fēng)險(xiǎn)補(bǔ)償基金規(guī)模，并積極與商業(yè)銀行合作對(duì)接，形成良性的風(fēng)險(xiǎn)分擔(dān)機(jī)制。

3.完善公平的競(jìng)爭(zhēng)機(jī)制，優(yōu)化民營經(jīng)濟(jì)發(fā)展環(huán)境。繼續(xù)推進(jìn)國有企業(yè)改革，遵循市場(chǎng)化原則，提高投資效率，推動(dòng)國有企業(yè)真正轉(zhuǎn)變?yōu)樽灾鹘?jīng)營、自負(fù)盈虧、自擔(dān)風(fēng)險(xiǎn)、自我約束、自我發(fā)展的“五自主體”。建立和完善平等、公平的競(jìng)爭(zhēng)機(jī)制和制度安排，強(qiáng)化資金、人才、用地等要素保障，加強(qiáng)產(chǎn)權(quán)和合法權(quán)益保護(hù)，營造市場(chǎng)化、法治化的營商環(huán)境。

4. 商業(yè)銀行應(yīng)加強(qiáng)金融產(chǎn)品創(chuàng)新，增加民營制造業(yè)企業(yè)貸款占比。加大民營制造業(yè)企業(yè)貸款內(nèi)部考核權(quán)重，從信貸準(zhǔn)入門檻、審批效率、授信規(guī)模等方面有所傾斜，滿足投資的資金需求。進(jìn)一步推動(dòng)銀行機(jī)構(gòu)創(chuàng)新產(chǎn)品和服務(wù)模式，一方面積極推行應(yīng)收賬款、知識(shí)產(chǎn)權(quán)、碳排放權(quán)等抵質(zhì)押貸款方式，發(fā)展供應(yīng)鏈金融;另一方面依托大數(shù)據(jù)、云計(jì)算，改進(jìn)授信審批流程與風(fēng)險(xiǎn)評(píng)價(jià)模型，提高信貸決策準(zhǔn)確度和貸款審批效率，合理增加信用貸款規(guī)模。

5. 企業(yè)應(yīng)堅(jiān)持以市場(chǎng)為導(dǎo)向，提高投資效率。一方面，國有企業(yè)在資金使用上，應(yīng)做好長(zhǎng)遠(yuǎn)規(guī)劃，不盲目投資、過度投資，不斷提高投資的效率，合理控制杠桿率水平。另一方面，民營企業(yè)應(yīng)積極建立現(xiàn)代企業(yè)制度，完善治理結(jié)構(gòu)，增強(qiáng)財(cái)務(wù)信息透明度;充分利用資本市場(chǎng)工具，擴(kuò)大融資渠道，提高直接融資比重;積極與商業(yè)銀行建立長(zhǎng)期穩(wěn)定的銀企關(guān)系，降低信息不對(duì)稱的影響。

注：

1東部地區(qū)：北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東、廣西、海南;中部地區(qū)：山西、內(nèi)蒙古、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北、湖南;西部地區(qū)：四川、貴州、云南、西藏、重慶、陜西、甘肅、寧夏、青海、新疆。

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