王思聰 孫金帥 （高級經(jīng)濟師/博士） 杜振邦

（1雪城大學(xué)馬丁·J·惠特曼管理學(xué)院 紐約州錫拉丘茲 13244 2天津商業(yè)大學(xué)會計學(xué)院 天津 300131 3天津商業(yè)大學(xué)國際教育合作學(xué)院 天津 300131）

改革開放后，我國資本市場得到了快速發(fā)展，資本市場對外開放步伐持續(xù)加快，營商環(huán)境、金融市場、中介機構(gòu)與法律環(huán)境等愈發(fā)成熟和完善，我國在全球經(jīng)濟中扮演的角色愈加重要。開放資本市場是實現(xiàn)國外資本“走進來”和國內(nèi)資本“走出去”的重要途徑，能夠為提升我國資本市場應(yīng)對各種挑戰(zhàn)和風(fēng)險的整體能力奠定基礎(chǔ)。但資本市場開放是否會影響上市公司的投資效率？是否會造成投資不足或投資過度？本文系統(tǒng)梳理了國內(nèi)外相關(guān)文獻，探討資本開放對企業(yè)投資效率的影響機制，并以我國2000—2018年在A股上市和A+H 股交叉上市的公司為樣本，對資本市場開放的政策效應(yīng)進行了實證研究。

一、文獻綜述及研究假設(shè)

（一）文獻綜述

1.投資效率與企業(yè)債務(wù)、社會責(zé)任、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、管理能力、財務(wù)報告質(zhì)量。Barbiero等（2018）認(rèn)為如果企業(yè)債務(wù)已經(jīng)過多并以短期債務(wù)為主，債務(wù)邊際增長對投資效率的積極影響就會消失。Benlemlih（2018）認(rèn)為在金融危機中，如果企業(yè)社會責(zé)任高的企業(yè)受益于員工的團結(jié)和客戶的忠誠，其投資效率會提高。Chen等（2014）發(fā)現(xiàn)外國資本所有權(quán)會加強托賓Q敏感性，從而增加投資效率。Siregar（2019）認(rèn)為財務(wù)報告質(zhì)量與投資效率呈顯著正相關(guān)。Habib等（2017）認(rèn)為管理能力對企業(yè)過度投資傾向存在顯著正面影響，同時低投資效率會增加企業(yè)崩潰的風(fēng)險。

2.投資效率與資本市場開放：融資行為視角。銀行和股票市場是企業(yè)融資的兩大重要對象。與美國資本市場相比較，我國的銀行體系較之股票市場更為龐大，金融脫媒雖然是我國經(jīng)濟發(fā)展的趨勢，但當(dāng)下我國金融仍然面臨投資者心理、資本儲蓄思維等因素的困擾。Allen等（2005）認(rèn)為如果將我國的銀行體系與股票市場進行比較，其間接費用成本占總資產(chǎn)比率較高，導(dǎo)致了資本配置效率的低下。我國企業(yè)由于不滿足融資條件、資金報酬率過高等原由導(dǎo)致缺乏資金，而吸引外來投資是緩解融資約束的一個重要途徑。諸多實證研究也表明資本市場開放有效緩解了企業(yè)的融資約束，對上市公司的投資效率產(chǎn)生了積極的影響。肖涵等（2019）認(rèn)為提高上市公司股權(quán)融資和債權(quán)融資的積極性會顯著地增加股權(quán)融資和債權(quán)融資的規(guī)模。陳學(xué)勝等（2012）研究發(fā)現(xiàn)我國上市公司投資和現(xiàn)金流敏感度較高，存在明顯的融資約束現(xiàn)象。王翠芳等（2017）認(rèn)為，隨著金融發(fā)展水平提高，戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)投資效率的提高會越來越小。

3.投資效率與資本市場開放：公司治理視角。治理問題的產(chǎn)生溯源于公司制企業(yè)的不斷發(fā)展?，F(xiàn)代公司呈現(xiàn)出的股權(quán)結(jié)構(gòu)分散化、所有權(quán)與經(jīng)營權(quán)分離等典型特征正是公司治理問題的核心所在。Jensen（1986）認(rèn)為現(xiàn)代公司兩權(quán)分離下的信息不對稱問題是投資效率產(chǎn)生代理成本的主要成因。內(nèi)部人和外部人之間的信息不對稱程度越高，融資約束和外部融資成本就越高。當(dāng)代理人有動機為達到自身利益需求而工作時，就有可能會犧牲股東利益，使公司的規(guī)模超過最優(yōu)規(guī)模，從而導(dǎo)致公司投資不當(dāng)。換言之，代理問題是由于股東與代理人之間的利益不匹配而引起的。王福勝等（2016）認(rèn)為投資不足的原因來自高風(fēng)險的企業(yè)的投資項目所導(dǎo)致的管理層保守投資策略。李維安等（2017）認(rèn)為上市公司在投資過度的情境下，如果投資者所擁有的網(wǎng)絡(luò)信息資源越豐富，就會越以監(jiān)督或建議的方式向公司層面?zhèn)鬟f信息，提高公司治理的水平，進而提高投資效率。Lara等（2016）認(rèn)為保守主義可通過三個主要渠道提高企業(yè)投資效率，即：減少外部股東和管理者之間信息不對稱的不利影響，促進對管理層投資決策的監(jiān)控；增加管理層的激勵措施，盡早放棄業(yè)績不佳的項目，減少負凈現(xiàn)值投資；以較低成本獲得外部融資等。其他學(xué)者認(rèn)為提高投資效率的方法還有提高標(biāo)的股票的股票流動性（劉程等，2019）、內(nèi)部控制指數(shù)（丁麗等，2015）和會計信息透明度（司美玲，2021）等。

綜上，本文繪制了影響機制傳導(dǎo)圖，如圖1所示。

圖1 影響機制傳導(dǎo)圖

（二）研究假設(shè)的提出

根據(jù)文獻綜述，投資不足主要有三個原因：一是不對稱信息。公司的內(nèi)部人和資本市場投資者對公司的未來前景有不同程度的影響而導(dǎo)致的資源配置效率低下。二是管理層行為保守、厭惡風(fēng)險。三是企業(yè)的負債比重過高，如果企業(yè)沒有充足的資金，即使有凈現(xiàn)值大于零的投資項目時，也會因較高的財務(wù)杠桿導(dǎo)致企業(yè)無法通過負債進行融資，并最終被動放棄投資機會。連立帥等（2019）認(rèn)為在資本市場開放之后，價值投資者的引入有利于增強非財務(wù)信息定價，并通過緩解企業(yè)融資約束等機制來影響企業(yè)投資，增強股價對實體經(jīng)濟的引導(dǎo)作用。徐虹（2015）認(rèn)為資本市場開放對上市公司投資效率的影響通過兩種途徑，一是通過影響股權(quán)融資行為，進而影響融資規(guī)模資本成本來使投資效率發(fā)生變化。二是影響公司治理機制，使代理問題引發(fā)的變化對非投資效率產(chǎn)生影響。陳共榮等（2014）則認(rèn)為企業(yè)的股權(quán)性質(zhì)與股權(quán)集中度均能對交叉上市的治理效應(yīng)產(chǎn)生影響，而交叉上市作為我國資本市場開放的重要手段，可能會通過降低資產(chǎn)負債率和管理層保守程度等多種傳導(dǎo)路徑緩解投資不足。

基于以上分析，本文提出假設(shè)1：

H1：交叉上市能緩解投資不足。

公司持有大量的自由現(xiàn)金是一種會對投資效率產(chǎn)生不利影響的情形。過度投資假說表明，當(dāng)公司的不同利益相關(guān)者之間存在利益沖突時，如果經(jīng)理人擁有過多的自由現(xiàn)金流并對其項目進行更多投資，他們則可能會利用其自由裁量權(quán)，從而可能不利于股東的長期利益并導(dǎo)致過度投資。如果沒有有效的監(jiān)視代理程序的監(jiān)視系統(tǒng)，此問題可能會變得更嚴(yán)重。因此，投資過度的原因可以概括為兩點：一是代理人在委托人監(jiān)督信息不足情況下的機會主義行為；二是管理層因過度自信或經(jīng)驗缺乏而對投資前景的盲目樂觀。陳共榮等（2014）認(rèn)為A+H 股交叉上市公司對比非交叉上市公司，有更為嚴(yán)格的制度管制與治理約束，因而投資效率較高。因此交叉上市可能會通過抑制代理人的機會主義行為或管理層因過度自信等多種傳導(dǎo)路徑進而緩解投資過度。

基于以上分析，本文提出假設(shè)2：

H2：交叉上市能緩解投資過度。

二、研究設(shè)計

（一）模型構(gòu)建

參考Richardson（2006）度量公司投資效率的公式，本文建立了如（1）式的模型。Richardson模型的殘差值ε大于0，則說明該公司存在過度投資行為；若模型殘差值ε小于0，則說明公司存在投資不足現(xiàn)象。各個變量的含義參照表1所示。同時，從年度和行業(yè)兩方面進行了虛擬變量控制。

表1 主要變量說明

由于各個企業(yè)上市時間不一且少數(shù)企業(yè)中途退市等原因，每年的樣本和時間跨度并不統(tǒng)一，構(gòu)成了非平衡面板。再之，總體樣本符合樣本量遠大于時間（N＞T）的條件。而 System-GMM（System Generalized Method of Moments）估計可以減輕由固定效應(yīng)、同時性和內(nèi)生性等問題引起的失真。因此，本文用STATA 15.0 基于動態(tài)非平衡面板數(shù)據(jù)進行One-step System GMM隨機效應(yīng)估計。

（二）樣本選取

在模型回歸估計過程中，對研究樣本和時間跨度做以下設(shè)定：研究樣本包括2000—2018年滬深A(yù)股上市公司。截至2018年12月31日，A股上市公司3 825家。在此基礎(chǔ)上進行下列篩選，剔除：（1） 金融行業(yè)企業(yè)； （2） ST、*ST類股票；（3）無法獲得連續(xù)財務(wù)數(shù)據(jù)的公司；（4）截至2018年12月31日未滿兩年的公司。經(jīng)上述處理后，得到3 032家上市公司樣本，其中實現(xiàn)在H股上市的本土企業(yè)共計73家。數(shù)據(jù)來自WIND數(shù)據(jù)庫。

三、實證分析

（一）描述性統(tǒng)計

描述性統(tǒng)計各項指標(biāo)如表2所示。在選取的A股有效樣本中，包含28 757條數(shù)據(jù)，交叉上市的樣本量占932條。從具體分項來看，交叉上市公司與其他A股上市公司存在明顯差異。

表2 描述性統(tǒng)計結(jié)果

交叉上市公司樣本的Invest均值為0.066661，略小于A股公司樣本的0.070636，說明它們的資本投資量非常接近。交叉上市公司樣本的Cash均值為23.58661，遠大于A股公司樣本的0.284732，說明交叉上市公司現(xiàn)金及現(xiàn)金等價物占總資產(chǎn)比例高。此外，交叉上市公司杠桿水平平均值略高于其他A股上市公司。

（二）相關(guān)性分析

Pearson相關(guān)系數(shù)矩陣結(jié)果如表3所示。其中，矩陣左下側(cè)為A股公司樣本結(jié)果，矩陣右上側(cè)為交叉上市公司樣本結(jié)果。根據(jù)相關(guān)性結(jié)果分析，自變量之間相關(guān)性較弱，絕對值均小于0.5，說明其變量間不存在嚴(yán)重的多重共線性，可進一步進行實證分析。

表3 相關(guān)性分析結(jié)果

（三）實證結(jié)果

本文在以年份為觀測標(biāo)準(zhǔn)的基礎(chǔ)上，將交叉上市公司和A股上市公司的殘差值進行比較，如果交叉上市樣本平均殘差大于0的數(shù)量小于A股上市樣本的平均殘差大于0的數(shù)量，則說明交叉上市能夠緩解投資過度，反之則不能。如果交叉上市樣本平均殘差小于0的數(shù)量小于A股上市樣本的平均殘差小于0的數(shù)量，則說明交叉上市能夠緩解投資不足，反之則不能。

本文在通過One-step System GMM對上述樣本進行隨機效應(yīng)估計后，得到下頁表4的結(jié)果。表4顯示了進行估計后得到的各項主要自變量的系數(shù)、顯著性水平及Arellano-Bond檢驗和Sargan檢驗的結(jié)果。其中，自變量當(dāng)中滯后一期的資本投資量（L.Invest）、滯后一期的公司規(guī)模（Size_1）和滯后一期的成長機會（Growth_1）對自變量資本投資量有顯著的正向影響，而滯后一期的上市年齡（Age_1）對其有顯著的負向影響。

表4 One-step System GMM估計系數(shù)及T值

A股上市公司的估計結(jié)果一共得到28 757個殘差，其中9 020個值大于0，19 737個值小于0；交叉上市公司的估計結(jié)果一共得到932個殘差，其中348個值大于0，584個值小于0。這些數(shù)值由于時間跨度比較長，并不能直接觀察投資不足或投資過度行為分布和演變的情況，但可大致判斷出投資不足的情況較為普遍。因此本文進一步按照時間序列來展現(xiàn)兩者的投資效率，得到的交叉上市公司和A股上市公司殘差的樣本量、平均值、標(biāo)準(zhǔn)差、最小值和最大值，結(jié)果顯示：交叉上市樣本的描述性結(jié)果中有6個年份的平均殘差大于0，9個年份的平均殘差小于0，3個年份的平均殘差非常貼近0值，方差為0.000167763；A股上市樣本的描述性結(jié)果中有11個年份的平均殘差大于0，6個年份的平均殘差小于0，1個年份的平均殘差非常貼近0值，方差為0.000128761。據(jù)此說明，交叉上市公司的非投資效率的離散程度略遜于A股上市公司的整體水平，我國A股上市公司整體上投資過度的情況比交叉上市公司要嚴(yán)重。同時，無論是A股上市公司還是交叉上市公司的投資過度和投資不足的現(xiàn)象在近十年來均逐漸減弱，交叉上市公司在2010年之后普遍存在投資不足的情況，但殘差大幅度偏離0軸的情況并不存在，均在較為合理范圍內(nèi)。綜上所述，交叉上市能明顯緩解投資過度，但不能緩解投資不足，因此H1不成立，H2成立。

（四）穩(wěn)健性檢驗

Arellano-Bond檢驗和Sargan檢驗可用于對GMM模型的穩(wěn)健性檢驗。表4中AR（1）和AR（2）為Arellano-Bond檢驗的觀測指標(biāo)。p值為Sargan檢驗觀測指標(biāo)。AR（1）均小于0.05，而AR（2）均大于0.05，說明擾動項無自相關(guān)，通過了Arellano-Bond 檢驗；Sargan檢驗的p值也均大于0.1并小于1，說明不能拒絕工具變量有效性的原假設(shè)，GMM模型不存在工具變量過度識別問題。因此，GMM模型設(shè)定是合理的，實證結(jié)果是穩(wěn)健的。

四、研究結(jié)論

本文結(jié)合諸多文獻梳理了資本市場開放對上市公司投資效率的影響機制。綜述發(fā)現(xiàn)：除了外部融資約束一個重要的外部因素外，公司代理當(dāng)中的自由現(xiàn)金流、管理層自信程度會導(dǎo)致投資過度，信息不對稱、管理層保守程度、負債比重過大會導(dǎo)致投資不足。

本文通過實證研究發(fā)現(xiàn)：交叉上市公司的非投資效率的離散程度略遜于A股上市公司的整體水平，說明交叉上市能明顯緩解投資過度，但不能明顯緩解投資不足。因此，從長時間的視角來看，A股上市公司應(yīng)該更加關(guān)注投資過度的情況，交叉上市公司應(yīng)該更加關(guān)注投資不足的情況。從短時間的視角來看，近幾年投資不足是非交叉上市公司和交叉上市公司共同面對的問題，所以企業(yè)應(yīng)當(dāng)從公司代理人增加信息公開、適當(dāng)摒棄保守行為和降低財務(wù)杠桿三個方面去解決。此外，非交叉上市公司可以通過交叉上市這一行為來提高其投資效率。本文為我國交叉上市對投資效率影響的研究提供了研究經(jīng)驗或參考，豐富了資本市場開放的投資效應(yīng)理論。