胡國柳，姜巖磊

(海南大學(xué)經(jīng)濟與管理學(xué)院，海南海口570228)

一、問題的提出

企業(yè)的直接投資是把資金投放于生產(chǎn)經(jīng)營環(huán)節(jié)中，以期獲取經(jīng)濟利益的行為。公司管理者的投資決策判斷失誤將會導(dǎo)致企業(yè)過度投資或投資不足的扭曲行為，這不僅關(guān)系到企業(yè)自身運營發(fā)展與價值，同時也關(guān)系到整個社會資源配置效率與整個國家經(jīng)濟的正常運行。因此企業(yè)投資決策一直受到財務(wù)經(jīng)濟學(xué)家和實務(wù)界的高度關(guān)注。

Modigliani and Miller1958年［1］創(chuàng)立的MM理論認為在理性經(jīng)濟人、信息完全和市場完全競爭的假設(shè)條件下，企業(yè)的價值與融資結(jié)構(gòu)無關(guān)，只取決于投資機會，企業(yè)的投資支出總額僅由企業(yè)面臨的投資機會集決定，不存在出現(xiàn)過度投資的問題。Jensen and Meckling［2］研究認為作為委托人的股東與代理人的公司管理者在公司的最佳規(guī)模和股息支付方面存在著利益沖突，特別是當(dāng)企業(yè)現(xiàn)金流充足時，管理者與所有人之間的代理矛盾會更加突出。代理人往往更多地以獲取個人利益為出發(fā)點，通過過度投資來擴大公司規(guī)模①Jensen(1986)將這種偏離股東利益的管理者行為目標(biāo)總結(jié)為“建造帝國”的偏好。。Stulz［3］認為公司管理者可以從公司投資活動中獲得更多的薪酬，當(dāng)管理者可以控制的資源(主要包括自由支配現(xiàn)金流)越豐富，越容易出現(xiàn)過度投資行為。

上述文獻對于企業(yè)過度投資的分析都是基于“理性經(jīng)濟人”假設(shè)，為了能更好地解釋現(xiàn)實經(jīng)濟中人們的非理性行為，學(xué)者們將心理學(xué)、行為學(xué)、社會學(xué)等研究成果引入到金融學(xué)中，放寬了“理性經(jīng)濟人”的假設(shè)，提出了行為金融學(xué)理論。該理論探討了過度自信這一心理對于企業(yè)投資決策的影響。Weinstein［4］、Alick［5］和March and Shapira［6］通過大量的心理調(diào)查發(fā)現(xiàn)，人們往往對自己承諾過的或者在自己控制范圍的事情，存在著過度樂觀的情緒。Roll［7］第一次提出，因為管理者存在過度自信的心理特征，進而對目標(biāo)公司估值太高或者對企業(yè)后期的收益過于樂觀，最終導(dǎo)致大量失敗并購。不同學(xué)者對于過度自信的表述有所不同，如“狂妄自大”［7］、“過度自信”［8］、“過度樂觀”［9］等，但他們描述的是同一種心理現(xiàn)象，不存在本質(zhì)的差別。管理者過度自信的最顯著特征是高估收益，而低估風(fēng)險。作為企業(yè)管理者，因為存在著過度自信的心理，他們往往會過高估計企業(yè)未來發(fā)展前景，對風(fēng)險和限制性因素考慮欠缺，使企業(yè)進入盲目擴張發(fā)展的階段。不過，Richard［10］的研究表明，管理者過度自信未必會對股東產(chǎn)生不利的影響;Paul Hribar and Holly Yang2012年［11］研究同樣表明，過度自信的CEO更傾向于對公司未來的業(yè)績進行樂觀的精確預(yù)測。

我國學(xué)者對管理者過度自信的研究起步比較晚。郝穎等［12］通過對我國實施股權(quán)激勵的上市公司研究發(fā)現(xiàn)，企業(yè)高管中有1/4的管理人員存在一定程度的過度自信心理，并且過度自信的程度與該企業(yè)的投資水平存在顯著正相關(guān)性。姜付秀等［13］的研究發(fā)現(xiàn)，管理者過度自信水平越高，企業(yè)的投資額度和內(nèi)部擴張程度越高，給企業(yè)帶來的財務(wù)風(fēng)險越大;但企業(yè)管理者過度自信水平和企業(yè)外部擴張之間不存在顯著的相關(guān)性。胡國柳和曹豐［14］的研究表明，高管過度自信程度越高，過度投資越嚴(yán)重。并且高管過度自信程度越高，過度投資—自由現(xiàn)金流的敏感性越高。

此后，我國學(xué)者對過度自信引起過度投資的治理因素進行研究。發(fā)現(xiàn)股權(quán)制衡度、會計穩(wěn)健性和CEO兩職合一等會對過度自信引起的非理性投資行為起到抑制作用［15-17］。而董事會勤勉程度(以召開例會次數(shù)作為替代變量)不能對過度自信引起的過度投資行為起到顯著治理效果［18］。

國內(nèi)學(xué)者對于過度自信導(dǎo)致過度投資的研究結(jié)果是一致的，并通過引入公司治理因素來研究其對過度投資的治理效應(yīng)。而目前在管理者過度自信框架下，研究治理機制的文獻更多集中于公司內(nèi)部治理機制，較少研究外部治理機制對兩者的關(guān)系的影響。本文將嘗試通過引入貸款投放量這一外部治理因素來研究其對過度自信引起過度投資行為的影響。因為我國特殊的制度背景，國有企業(yè)所占比例比較大，并且相對于民營企業(yè)本身具有更多的資源和政策優(yōu)勢，因此將兩者分開對比研究更能清晰反映兩者不同，并根據(jù)他們各自的局限條件不同給予合理解釋。同時，本文的研究結(jié)果顯示，各省貸款投放量會加重國有企業(yè)因過度自信引起的過度投資行為，而對民營企業(yè)的影響不顯著。作為監(jiān)管部門和引導(dǎo)機構(gòu)需要合理引導(dǎo)貸款資金流向，通過控制貸款流向與規(guī)模有效治理過度自信引起過度投資行為，以達到提高資金使用效率的目的。

二、理論分析與假設(shè)

(一)管理者過度自信與過度投資的關(guān)系

過度自信，在本質(zhì)上是一種認知偏差，過高的估計自己對成功的判斷，而低估了失敗的概率。公司管理者作為公司的高層人員因為其身份的權(quán)威性，更容易滋生過度自信的心理偏向，如Cooper et al.［19］和Merrow et al.［20］分別針對創(chuàng)業(yè)型公司和成熟型企業(yè)的調(diào)查研究發(fā)現(xiàn)其管理者的過度自信程度普遍高于一般大眾。存在過度自信心理的管理者，往往會過高估計企業(yè)未來發(fā)展前景，對風(fēng)險和限制性因素考慮欠缺，使企業(yè)進入盲目擴張發(fā)展的階段。Heaton［9］基于的管理者過度自信理論認為，管理者是以公司利益最大化為出發(fā)點做出投資決策，因為管理者對自己的決策過于自信才導(dǎo)致出現(xiàn)投資過度的現(xiàn)象。Malmendier和Tate［8］通過實證研究表明，管理者越過度自信，越容易發(fā)生并購活動。同時，過度自信管理者的投資行為對于現(xiàn)金流有著較高的敏感性，現(xiàn)金流越充足，過度自信引起的過度投資行為越嚴(yán)重。

作為我國上市公司的管理者，深受中國傳統(tǒng)等級文化的影響，公司管理者往往有更高的優(yōu)越感與自信。改革開放30年以來作為我國上市公司的管理者，因為深受崇尚君臣等級和絕對權(quán)威的傳統(tǒng)儒家文化影響，我國上市公司管理者一直處于高高在上的絕對領(lǐng)導(dǎo)地位。同時，因為我國目前的經(jīng)濟體制不夠完善，對管理者的約束監(jiān)督力度有限，所以我國上市公司管理者可能存在著更嚴(yán)重的過度自信心理。我國學(xué)者使用前三位高管相對薪酬比例、企業(yè)盈利預(yù)測偏差、管理人員持股數(shù)量變化和CEO持股狀況作為過度自信替代指標(biāo)，都得到了過度自信與企業(yè)投資水平顯著正相關(guān)的結(jié)果［12-14］。

基于上述分析，本文提出如下假設(shè):

H1:管理者過度自信與企業(yè)過度投資顯著正相關(guān)。

(二)貸款投放量對于過度自信與過度投資關(guān)系的影響

米什金2009年［21］對貨幣政策傳導(dǎo)機制進行了總結(jié)，認為傳統(tǒng)利率、資產(chǎn)價格和信貸是影響企業(yè)投資的主要途徑。目前由于我國利率尚未完全市場化，資本市場不夠成熟，信貸成為影響我國企業(yè)投資的最顯著因素。祝繼高和陸正飛［22］的研究發(fā)現(xiàn)，因為我國融資環(huán)境不成熟，銀行貸款成為企業(yè)最主要的融資渠道，貨幣政策與企業(yè)現(xiàn)金持有量存在負相關(guān)性。當(dāng)貨幣政策寬松、銀行貸款投放量充足時，外部融資成本相對比較低，企業(yè)會選擇加大投資支出，減少持有現(xiàn)金水平。然而在我國特殊經(jīng)濟體制的背景下，外部融資對于不同所有制企業(yè)存在著差異。Kornai［23］認為在社會主義體制下，當(dāng)國有企業(yè)出現(xiàn)虧損時，政府會向其提供貸款、稅收優(yōu)惠或者財政補貼，國有企業(yè)很難發(fā)生破產(chǎn)，這一現(xiàn)象被稱為“預(yù)算軟約束”。這一行為會導(dǎo)致國有企業(yè)資源配置和資金使用的低效率。林毅夫等［24］認為處于轉(zhuǎn)型中的國有企業(yè)普遍存在著預(yù)算軟約束問題，而政策性負擔(dān)是導(dǎo)致預(yù)算軟約束的主要原因。在信息不對稱情況下，政府無法分清政策性負擔(dān)、企業(yè)管理者的道德風(fēng)險或管理不善在企業(yè)虧損中所占比例。企業(yè)管理者會將所有虧損都歸咎為政策性負擔(dān)，在政府無法準(zhǔn)確劃分的情況下，只好對所有虧損進行補貼，最終導(dǎo)致了企業(yè)的預(yù)算軟約束。同時，陸正飛和祝繼高［25］對我國民營上市公司研究發(fā)現(xiàn)，我國的商業(yè)銀行對于民營企業(yè)存在著“信貸歧視”，國有企業(yè)可以享受到優(yōu)惠的信貸政策，而民營企業(yè)更多的是依賴成本較高的融資渠道。郭劍花和杜興強［26］針對民營企業(yè)的研究發(fā)現(xiàn)，當(dāng)民營企業(yè)具有政治關(guān)聯(lián)背景時會從政府獲得較多的資金支持，政治關(guān)聯(lián)會改變政府補助的流向并導(dǎo)致較低的資金配資效率。貸款投放增加時，相對于普通非國有企業(yè)，國有企業(yè)更容易獲得貸款的資金支持，使國有企業(yè)中現(xiàn)金流更加充足。受此影響，過度自信管理者的過度投資程度也會增加。而非國營企業(yè)很難享受這種“父愛主義”。因此，當(dāng)面對貸款投放量增加時，國有企業(yè)管理者更容易獲得貸款或資金支持，以緩解企業(yè)內(nèi)部現(xiàn)金流的壓力，在投資支出上更加積極。而民營企業(yè)，雖然貸款投放量增加，但仍舊較難從銀行獲得貸款以充實內(nèi)部現(xiàn)金流，其對投資行為的直接影響有限。

基于以上分析，我們做出如下假設(shè):

H2a:在國有企業(yè)中，貸款投放量的增加會加重管理者過度自信水平與過度投資程度的正向相關(guān)性。

H2b:在民營企業(yè)中，貸款投放量增加對過度自信和過度投資關(guān)系的影響不顯著。

三、研究設(shè)計

(一)樣本選擇

本文以2007—2011年間我國滬深兩市公司為研究樣本。選取樣本公司IPO在2007年之前，并且剔除了金融、ST、PT類公司;為消除連續(xù)變量中極端值的影響，對連續(xù)變量進行Winsorize處理。最后，總共獲得1 246家上市公司樣本。通過Richardson(2006)［10］的模型最終我們獲得1 529個觀測組存在過度投資現(xiàn)象。本文中使用的各省銀行業(yè)金融機構(gòu)各項貸款余額數(shù)據(jù)取自《中國金融年鑒》，上市公司數(shù)據(jù)來自CSMAR數(shù)據(jù)庫。采用HLM6.08進行二層回歸分析。

(二)變量定義

1.過度自信指標(biāo)定義與選擇 過度自信作為一種心理狀態(tài)，需要通過可以量化的指標(biāo)進行替代。目前學(xué)者們使用的主要替代變量有以下幾種:(1)管理者行使期權(quán)或持股變化狀況(郝潁等，2005［12］);(2)管理者對于企業(yè)盈余預(yù)測的偏差(姜付秀等，2009［13］);(3)管理者實施并購次數(shù)(Doukas和Petmezas，2006［27］);(4)管理者的相對薪酬(姜付秀等，2009［13］);(5)主流媒體對 CEO 的評價(Malmendier和 Tate，2005［28］);(6)外界參照變量，如Oliver②商業(yè)銀行對于大企業(yè)和壟斷性行業(yè)的貸款業(yè)務(wù)比較偏好，而對于中小企業(yè)則存在歧視。(2005)［29］用消費者情緒指數(shù)來判斷管理者是否存在過度自信的心理特征。本文將采用相對薪酬(薪酬最高的前三名高管薪酬之和/所有高管的薪酬之和)來替代自信程度。如果CEO在公司地位越高，重要性越強，則他的薪酬比例就更高些，并且影響力越高的CEO其對公司的控制力越強，往往存在較高的過度自信心理。為了更準(zhǔn)確表示管理者過度自信這一心理狀態(tài)，我們將選擇相對薪酬高于所有樣本公司均值的公司作為過度自信公司的研究樣本。

2.過度投資的定義 本文采用Richardson(2006)［10］的模型，來估計企業(yè)預(yù)期新增投資額。如果企業(yè)實際新增投資支出高于預(yù)期的新增投資支出則認為企業(yè)出現(xiàn)過度投資，如果實際新增投資支出低于預(yù)期的新增投資支出則認為是投資不足。過度投資額為模型回歸后殘差大于零部分的殘差數(shù)值。Richardson關(guān)于企業(yè)預(yù)期新增投資額確定的模型如下:

其中，Invt代表t年的實際新增投資額;Growtht-1代表企業(yè)t-1年的投資機會。在Richardson模型中用Tobin-Q表示，但考慮到我國資本市場不成熟性，Tobin-Q很難反應(yīng)公司的未來投資機會，本文中采用主營業(yè)務(wù)收入增長率這一指標(biāo)進行替代。同樣Rett-1在原來的模型中采用股票收益率表示，在本文中用凈資產(chǎn)收益率進行替換。Levt-1，Casht-1，Aget-1，Sizet-1，Invt-1分別代表企業(yè)t-1年末的資產(chǎn)負債率、持有現(xiàn)金與短期投資之和、公司上市年齡、公司規(guī)模和實際新增投資支出。ε為殘差，ε＞0時代表出現(xiàn)過度投資，我們將其作為過度投資指標(biāo)，記為Overinv。Industry Indicator和Year Indicator分別為行業(yè)變量和年度變量。在行業(yè)分類中考慮到金融行業(yè)的特殊性，故將此類上市公司剔除。表1列出了本文中相關(guān)變量的具體說明。

表1 相關(guān)變量說明

(三)模型設(shè)計

A股的上市公司都是來自不同的省份，不同省份的投資環(huán)境會對本省的上市公司產(chǎn)生組效應(yīng)。上市公司代表了數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)的第一層，而省份代表了數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)的第二層。在上市公司數(shù)據(jù)層，各變量之間的關(guān)系可能因所在省份不同而出現(xiàn)較大差異。初步的分析結(jié)果顯示，過度投資在省份水平的方差變異達到了一定的程度，可以考慮以該變量為因變量建立多層線性模型。

在傳統(tǒng)線性模型中，對于齊方差和獨立的假設(shè)在鑲嵌性取樣中往往不能實現(xiàn)，來自同一組的樣本比不同組的樣本更加相似。并且當(dāng)二層單位樣本較少時，小樣本的基礎(chǔ)回歸是不穩(wěn)定的，而多層模型采用通過收縮估計(Shrinkage Estimation)，采用兩個估計的加權(quán)綜合作為最后的估計。這要比使用OLS進行“回歸的回歸“更加穩(wěn)定或精確。同時，在樣本規(guī)模不等時，傳統(tǒng)模型無法對方差和協(xié)方差成分進行估計。多層線性模型借助復(fù)雜的迭代過程(Iterative Process)來對協(xié)方差成分進行估計，可以更好地解決這一問題。

本文選取2007—2011年各省銀行業(yè)金融機構(gòu)各項貸款余額(Loan)均值的自然對數(shù)作為二層變量，分析其對于一層變量中過度自信與過度投資關(guān)系的影響。我們選取了Growth、Lev、Cash作為控制變量Overconf作為解釋變量。為了均衡各省份注冊上市公司數(shù)目的差異，把Overinv、Growth、Lev、Cash和Overconf的原始數(shù)據(jù)以省份為單位轉(zhuǎn)化為Z分數(shù)。同時，根據(jù)上市公司的最終控制人，將上市公司分為國有企業(yè)和非國有企業(yè)兩類。

首先分別對國有企業(yè)與非國有企業(yè)分別建立不包括第二層隨機變量的隨機回歸模型:

第一層方程

第二層方程

其中，γi0分別為βij的平均值，并且他們在省份水平上是恒定的，屬于βij的固定部分。uij是βij的隨機成分，代表省份水平之間的變異部分。

通過表3的回歸結(jié)果顯示:在國有企業(yè)中過度自信變量的χ2檢驗在一定程度上達到了統(tǒng)計上的顯著水平，認為過度自信對過度投資的影響在各省之間存在較大變異，考慮引入二層變量貸款投放量對其進行解釋。同理，在非國有企業(yè)中增長率、財務(wù)杠桿和過度自信χ2的檢驗都到達了統(tǒng)計上的顯著水平，認為其在各省之間存在較大變異，考慮引入二層變量貸款投放量Loan對其進行解釋。因此，對國有企業(yè)與非國有企業(yè)分別建立包括二層變量的二層回歸模型。

第一層方程如下:

其中，國有企業(yè)的第二層方程如下:

非國有企業(yè)的第二層方程如下:

四、實證結(jié)果

(一)描述性統(tǒng)計分析

變量的描述性統(tǒng)計如表2所示:Overconf為高管相對薪酬指標(biāo)，其最大值為0.872，最小值為0.162，標(biāo)準(zhǔn)差為0.124，由此可見，高管薪酬比例的差異程度比較大。高管相對薪酬比例均值為0.399，中位數(shù)為0.374，兩者相差不大。

表2 相關(guān)變量的描述性統(tǒng)計

(二)回歸結(jié)果分析

1.管理者過度自信與企業(yè)過度投資的關(guān)系 首先建立不含第二層自變量的回歸模型，從表3的分析結(jié)果得到國有企業(yè)與非國有企業(yè)中管理者的過度自信都對過度投資有著顯著的正向影響，回歸系數(shù)分別為0.0209與0.0294。假設(shè)1得到證明。企業(yè)增長率、企業(yè)持有現(xiàn)金都與過度投資顯著正相關(guān)。同時，表3提供了每個自變量的回歸效應(yīng)在各省之間的變異信息。在國有企業(yè)的回歸模型中，過度自信指標(biāo)的回歸系數(shù)相對于其他自變量在省份之間出現(xiàn)較大變異，χ2檢驗結(jié)果為在10%的水平上顯著。而在非國有企業(yè)中，χ2檢驗顯示增長率、企業(yè)持有現(xiàn)金和過度自信的回歸系數(shù)在省份之間存在較大變異。基于以上分析，我們將只以χ2檢驗顯著的一層模型中的回歸系數(shù)作因變量，用各省份貸款投放量作為二層自變量，建立省份水平上的回歸方程來解釋公司之間的差異。

表3 不包括二層變量的隨機回歸結(jié)果

2.貸款投放量對于過度自信與過度投資關(guān)系的影響 表4反應(yīng)了貸款投放量對一層模型中自變量與過度投資關(guān)系的影響。二層變量中貸款投放量的系數(shù)和相應(yīng)的第一層的系數(shù)符號相同時，說明該第二層變量能加強第一層上該系數(shù)所示的關(guān)聯(lián)強度，加強的方向與符號所表示的方向一致。當(dāng)兩層中的系數(shù)符號相反時，則說明該第二層變量貸款投放量削弱第一層上該系數(shù)所示的關(guān)聯(lián)強度，影響方向與第一層系數(shù)的符號所表示的方向相反。分析結(jié)果顯示，在國有企業(yè)中，省內(nèi)貸款金額發(fā)放量(γ=0.1603，t=2.468)顯著正向影響過度自信和過度投資的關(guān)系(β=0.0209)，說明省內(nèi)貸款投放量增加，會加強過度自信管理者的過度投資程度。在非國有企業(yè)中，省內(nèi)貸款金額投放量(γ=0.1838，t=1.968)顯著正向影響企業(yè)增長率和過度投資的關(guān)系(β=0.0762)。說明省內(nèi)貸款投放量增加，會加強企業(yè)增長率引起的過度投資。而省內(nèi)貸款金額投放量對過度自信和過度投資之間的正向關(guān)系(β=0.0294)影響不顯著(γ=0.2041，t=0.1558)。省內(nèi)貸款投放量對財務(wù)杠桿和過度投資之間負向關(guān)系(β=-0.0187)影響也不顯著(γ =0.1465，t=0.4260)。

表4 各省貸款投放量對上市公司水平回歸系數(shù)的影響

續(xù)表4

3.貸款投放量對于過度自信與過度投資變異關(guān)系的解釋程度 表5顯示對模型加入省內(nèi)貸款投放量后，過度自信等自變量對于過度投資的作用在省份之間變異減少情況進行了比較。在國有企業(yè)內(nèi)，過度自信和過度投資的關(guān)系在不同省份間的變異有49.72%可以被省內(nèi)貸款投放量解釋掉。貸款投放量分別在一定程度上解釋了增長率、持有現(xiàn)金和過度投資之間的關(guān)系，解釋率分別為36.11%和19.59%。而在非國有企業(yè)中增長率和過度投資的關(guān)系在不同省份間的變異有10.53%被省內(nèi)貸款投放量解釋掉。企業(yè)持有現(xiàn)金和過度投資的關(guān)系在不同省份間的變異有6.5%被省內(nèi)貸款投放量解釋掉。而省內(nèi)貸款投放量對解釋過度自信與過度投資的關(guān)系的變異沒有太大作用，只能解釋原來方差的2.21%。

表5 各省貸款投放變量所解釋方差成分

五、研究結(jié)論與建議

本文通過對2007—2011年滬深A(yù)股公司中出現(xiàn)的1 529個過度投資樣本進行分析，檢驗了管理者過度自信與過度投資的關(guān)系，并進一步探究產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、貸款投放量對于過度自信和過度投資的影響，得到了如下研究結(jié)論:(1)在我國無論是國有企業(yè)還是非國有企業(yè)，上市公司管理者過度自信與過度投資顯著正相關(guān)。(2)各省貸款投放量作為二層變量的引入，對國有企業(yè)中過度自信在省份之間的變異有較好的解釋，說明各省貸款投放量會對所在省份國有企業(yè)過度自信與過度投資的關(guān)系產(chǎn)生顯著影響，貸款投放量的增加會加重管理者過度自信水平與過度投資的正相關(guān)性。而在非國有企業(yè)中，貸款投放量對于管理者過度自信水平與過度投資水平之間的關(guān)系影響不顯著。貸款投放量對不同產(chǎn)權(quán)中過度自信與過度投資影響差異的主要原因是國有企業(yè)中存在著預(yù)算軟約束。相對于非國有企業(yè)他們更容易獲得國家的貸款和補貼等優(yōu)惠政策，導(dǎo)致貸款投放增加加重了過度自信引起的過度投資行為。

根據(jù)本文的研究結(jié)論，筆者建議無論作為企業(yè)管理者還是監(jiān)管層都需要對管理者過度自信與投資過度的問題引起足夠關(guān)注。公司內(nèi)部需要建立起規(guī)范合理的決策程序，避免獨裁型的決策方式;充分發(fā)揮股權(quán)結(jié)構(gòu)、董事會結(jié)構(gòu)和監(jiān)事會等各方面的內(nèi)部治理作用;通過市場化的途徑使資金更加有效地流向各種所有制經(jīng)濟，既可以更好解決民營企業(yè)資金難的問題，又能提高國有企業(yè)的資金使用效率。

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