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摘要：文章以1998年～2004年间沪、深股两市的上市企业为对象，在区分了债务对投资的治理效应与制约效应基础上，考察了投资与杠杆之间的敏感性及其在不同状况下的差异性。实证研究结果表明：杠杆和投资之间呈现显著的负相关性；行业调整后的低成长性公司，其杠杆与投资之间的负相关程度显著地大于高成长性的公司；通过拟合合理投资额并将公司区分为过度投资和投资不足公司之后，文章发现过度投资公司的杠杆和投资之间的敏感性更高；在使用了工具变量法克服了可能的内生性影响之后，这些统计关系没有发生改变。这意味着债务对成长性较低或者发生了过度投资的公司的投资行为发挥了治理效应。
关键词：投资——杠杆的敏感性；治理效应；制约效应
一、引言
国内外关于投资—杠杆的敏感性的研究基本上是在公司成长机会分层基础上进行的。研究的理论基础之一就是Grossman和Hart(1982)的观点。他们认为，如果资本市场意识到企业的这种行为或者存在接管的压力，那么投资机会较少的企业的管理者从事过度投资所面临的成本将会较高，管理者可能被迫增加杠杆以做出支付未来现金流的承诺。这意味着对那些投资机会较少的企业来说。债务对投资的治理效应更大，也即杠杆和投资之间的负相关程度更大。然而。我们也不难由Grossman和Hart(1982)的观点作出如下延伸：如果债务能够真正发挥治理作用(Jen-sen，1986)，则债务和投资之间得负相关关系在投资过度企业应当更大、更显著。因此，将公司依据过度投资和投资不足进行分层并在此基础上考察投资与杠杆的敏感性可能具有更高的说服力。此外，前述所述及的国内外研究都是在将杠杆定义为负债比率的基础上进行的，但是此定义的杠杆可能因包含了某些未被常规的反映投资机会的变量(例如。市账比)抓住的投资机会(Lang et al.，1996；Aiv-azian et al.，2005)而产生内生性。因此，使用合理的工具变量来替代以负债比率定义的杠杆将有利于提高检验结果的可靠性。
本文将在更大的样本下，尤其是在不同的成长机会以及投资水平下考察投资—杠杆之间的敏感性。本文在以下三个方面不同于以往的研究：(1)本文不仅考察了不同成长机会下杠杆和投资之间得关系，而且还使用拟合合理投资额的方法将公司区分为过度投资公司和投资不足公司并考察两者在投资—杠杆敏感性上的差异；(2)本文使用了工具变量的方法控制了杠杆可能包含的但未被反映成长机会的变量所体现的投资机会的影响；(3)本文的研究将谨慎地剔除行业因素的影响。所使用的数据都将经行业中位数调整，以保证结论的稳健性。
二、样本、数据与研究设计
1、样本和数据。本文以1998年～2004年期间沪、深两市非金融类上市企业的面板数据为研究样本。为了保持研究的可靠性，本文依照以下原则进行数据筛选：(1)剔除了发行B股和H股的上市企业；(2)排除了5家在该期间全流通的上市企业；(3)剔除了数据缺失、杠杆值大于1以及主营业务收入为负的上市企业；(4)剔除了木材家具业的上市企业，原因是木材家具业的上市企业仅有两家，不符合本文所需的行业中位数调整的条件。最后得到了1998年～2004年期间共5974个观测值。所有的研究数据均来自于WIND数据库。
2、研究设计与变量定义。为了检验杠杆—投资之间的敏感性并使研究结果与国内外的研究成果具有可比性，本文采用了以下检验模型(Aivazian et al.，2005；童盼和陆正飞，2005)：
Ii，t/Ki，t-1=β0 β1Levi，t-1 β2Qi，t-1 β3(Salei，t-1/Ki，t-1) β4(CFi，t/Ki，t-1) μi λt εi，t
其中，Ii，t/Ki，t-1表示投资支出，即当期投资支出与滞后一期账面总资产之比，当期的投资支出定义为“固定资产、长期投资和在建工程的当期变动额”(童盼、陆正飞，2005)；Levi，t-1表示滞后一期的杠杆，定义为账面负债总额与账面总资产之比；Qi，t-1用滞后一期的市账比表示，反映的是企业的成长机会，其定义为“(非流通股股数×每股净资产 流通股股数×每股市价 账面负债总额)/账面总资产”；Salei，t-1/Ki，t-1表示滞后一期的主营业务收入与滞后一期的账面总资产之比，其用以控制公司短期的投资机会(梅丹，2005)；CFi，t/Ki，t-1表示当期的经营活动现金流量净额与滞后一期的账面总资产之比；μi表示企业个体效应；λt表示时间效应；εi表示残差项。本文在对固定效应、随机效应和OLS回归方法进行了Hausman和LM统计之后，最终选择固定效应回归方法。
除了本文研究的主要变量杠杆外，本文针对其他控制变量做出如下的理论预期：(1)投资支出与反映企业成长机会的市账比呈正相关性(Tobin，1969)。(2)投资支出与现金流呈正相关性(Fazzari et al.，1988)。(3)投资支出与反映短期投资机会的主营业务收入呈正相关(Alti，2003；梅丹，2005)。
在检验中，本文进行了以下处理：(1)关于行业因素的控制。为了更好的控制行业因素和年度因素的影响，本文采用的所有变量均经行业整体中位数(年度效应将在固定效应回归中进行控制)调整。(2)关于分层的划分。本文使用经行业中位数调整的Q值的中位数(即0值)作为成长机会的划分标准，大于0的为成长性高的公司，否则为成长性低的公司；同时建立反映成长性的虚拟变量DQ(成长性高的公司为1，否则为0)。类似于Richardson(2006)与辛清泉等(2007)的方法，本文还使用拟合模型的残差(含时间固定效应)来划分过度投资或投资不足。残差大于0的公司视作过度投资公司。否则为投资不足的公司，且建立反映投资状况的虚拟变量DI(过度投资的公司为1，否则为0)。(3)工具变量的选择。与Aivazian et al.(2005)相类似，本文使用有形资产率作为杠杆的工具变量，有形资产率的计算方法为(固定资产净值 存货净额)/账面总资产；在本文中其与杠杆的相关系数为0.1266。
三、实证结果
我们首先对各变量以及经行业调整的各变量之间的相关性进行了描述性统计。统计结果表明资本支出与杠杆在1％的水平上呈显著负相关，相关系数分别为-0.131，支持了本文的假设，企业的杠杆、现金流、主营业务收入以及市账比之间的相关系数均小于0.3，这在一定程度排除了共线性因素的影响。出于篇幅原因，这些描述性统计未予列示。本文主要的回归统计结果见表1。
回归(1)是对总体样本使用了固定效应回归分析方法得到得回归结果，从表中可以看出，从总体上来看，杠杆和投资在1％得显著性水平上负相关，杠杆增加0.1，则投资减少0.0366(均为经行业调整的值，后文与此相同)：回归(2)考虑了不同成长机会下杠杆对投资的作用，杠杆和成长机会虚拟变量的交互项在10％的显著性水平上与投资正相关，这表明，在低成长性公司，杠杆增加0.1则投资减少0.04231，而在高成长公司，杠杆增加0.1，投资仅减少0.03181；回归(3)是考虑了不同投资水平下(即是投资过度还是投资不足)杠杆对投资的作用，划分过度投资和投资不足的标准是依照回归(1)的残差，杠杆和投资水平虚拟变量的交互项在1％的显著性水平上与投资负相关，这表明，在过度投资公司，杠杆增加0.1，投资减少0.04611，而在投资不足公司，杠杆增加0.1，投资仅减少0.02751。可见，普通的面板固定效应回归的结果表明，杠杆在低成长性公司和投资过度公司发挥了一定的治理作用。
如前文所述，杠杆可能包含了一些没有被通常的反映成长机会变量(Q)所反映的成长机会。为此。本文使用有形资产率作为杠杆的工具变量，其固定效应下的回归结果见表回归(4)。我们可以发现，当考虑了这种可能的内生性因素的影响之后，杠杆的系数发生了显著的变化，但仍在1％的显著性水平上与投资呈负相关性：杠杆增加0.1，投资减少0.33575。同样的，我们也考察了不同状态下的纳入内生性(即使用工具变量)后的回归分析结果。回归(5)和(6)分别为高成长性公司和低成长性公司的回归分析结果。统计结果表明，在使用了工具变量之后，杠杆和投资之间的关系分别在1％和10％的显著性水平上为负，低成长性公司负相关的程度仍然大于高成长性公司，系数分别为-5.505和-3.1。同样的，我们也使用了回归(1)的残差对过度投资和投资不足进行了区分，回归(7)和(8)分别为过度投资公司和投资不足公司的回归分析结果。结果表明，在使用了工具变量之后，杠杆和投资之间的关系分别在5％和1％的显著性水平上为负，过度投资公司的负相关程度仍然大于投资不足公司，系数分别为-1.5033和-1.09。可见，使用了工具变量的固定效应回归分析结果同样表明杠杆在低成长性公司和投资过度公司中起到了治理的作用。
值得注意的是，使用了工具变量之后，总体回归结果(回归4)中的成长性指标(Q)的系数出现了反向，尽管与理论分析结果相违背，但与国内的一些研究结果保持了一致(如童盼、陆正飞，2005)。回归(5)、(6)、(8)中成长性指标的系数同样为负，但均不显著。其他变量的系数与显著性在所有同归中均与理论预期保持了一致。
此外本文还分别在以下几个方面进行了稳健性检验：(1)按行业调整的成长性(Q)的40分位数进行分层以及使用未经行业调整的成长性(Q)的中位数进行了成长性分层，并进行固定效应回归分析：(2)按残差的中位数进行分层和按残差的40分位数进行了过度投资与投资不足的分层，并进行固定效应回归分析：(3)对(2)中的两种分层进行了使用工具变量的固定效应回归分析。上述稳健性分析的结果与前述结论基本一致，但由于篇幅限制，本文未列示稳健性检验的结果。
四、结论
本文对杠杆和投资之间的关系、不同成长机会下以及不同投资水平下杠杆和投资之间的关系及其差异进行了考察。实证研究结果表明，杠杆和投资之间显著的负相关，尤其是与成长机会较高或者投资不足的企业相比，成长机会较低或者发生了过度投资的企业其杠杆与投资之间的负相关程度显著要大。在使用了不同的分层标准下，这种差异性没有发生改变。即使在使用了有形资产率作为杠杆的工具变量之后，这种差异性也仍保持稳健性。
无论是成长机会较低的企业还是过度投资的企业其管理者与股东之间发生代理冲突的可能性更大或者代理冲突的程度更大，而债务的使用可能因削弱了管理者可自由处置的资源、抑制了管理者营造企业帝国或者进行堑壕性投资的冲动而约束了这些企业的投资支出，从而体现出债务的治理效应。总之，本文的实证结果表明，债务至少对成长机会较低或者过度投资的企业的投资行为起到了相应的治理作用。
关键词：投资——杠杆的敏感性；治理效应；制约效应
一、引言
国内外关于投资—杠杆的敏感性的研究基本上是在公司成长机会分层基础上进行的。研究的理论基础之一就是Grossman和Hart(1982)的观点。他们认为，如果资本市场意识到企业的这种行为或者存在接管的压力，那么投资机会较少的企业的管理者从事过度投资所面临的成本将会较高，管理者可能被迫增加杠杆以做出支付未来现金流的承诺。这意味着对那些投资机会较少的企业来说。债务对投资的治理效应更大，也即杠杆和投资之间的负相关程度更大。然而。我们也不难由Grossman和Hart(1982)的观点作出如下延伸：如果债务能够真正发挥治理作用(Jen-sen，1986)，则债务和投资之间得负相关关系在投资过度企业应当更大、更显著。因此，将公司依据过度投资和投资不足进行分层并在此基础上考察投资与杠杆的敏感性可能具有更高的说服力。此外，前述所述及的国内外研究都是在将杠杆定义为负债比率的基础上进行的，但是此定义的杠杆可能因包含了某些未被常规的反映投资机会的变量(例如。市账比)抓住的投资机会(Lang et al.，1996；Aiv-azian et al.，2005)而产生内生性。因此，使用合理的工具变量来替代以负债比率定义的杠杆将有利于提高检验结果的可靠性。
本文将在更大的样本下，尤其是在不同的成长机会以及投资水平下考察投资—杠杆之间的敏感性。本文在以下三个方面不同于以往的研究：(1)本文不仅考察了不同成长机会下杠杆和投资之间得关系，而且还使用拟合合理投资额的方法将公司区分为过度投资公司和投资不足公司并考察两者在投资—杠杆敏感性上的差异；(2)本文使用了工具变量的方法控制了杠杆可能包含的但未被反映成长机会的变量所体现的投资机会的影响；(3)本文的研究将谨慎地剔除行业因素的影响。所使用的数据都将经行业中位数调整，以保证结论的稳健性。
二、样本、数据与研究设计
1、样本和数据。本文以1998年～2004年期间沪、深两市非金融类上市企业的面板数据为研究样本。为了保持研究的可靠性，本文依照以下原则进行数据筛选：(1)剔除了发行B股和H股的上市企业；(2)排除了5家在该期间全流通的上市企业；(3)剔除了数据缺失、杠杆值大于1以及主营业务收入为负的上市企业；(4)剔除了木材家具业的上市企业，原因是木材家具业的上市企业仅有两家，不符合本文所需的行业中位数调整的条件。最后得到了1998年～2004年期间共5974个观测值。所有的研究数据均来自于WIND数据库。
2、研究设计与变量定义。为了检验杠杆—投资之间的敏感性并使研究结果与国内外的研究成果具有可比性，本文采用了以下检验模型(Aivazian et al.，2005；童盼和陆正飞，2005)：
Ii，t/Ki，t-1=β0 β1Levi，t-1 β2Qi，t-1 β3(Salei，t-1/Ki，t-1) β4(CFi，t/Ki，t-1) μi λt εi，t
其中，Ii，t/Ki，t-1表示投资支出，即当期投资支出与滞后一期账面总资产之比，当期的投资支出定义为“固定资产、长期投资和在建工程的当期变动额”(童盼、陆正飞，2005)；Levi，t-1表示滞后一期的杠杆，定义为账面负债总额与账面总资产之比；Qi，t-1用滞后一期的市账比表示，反映的是企业的成长机会，其定义为“(非流通股股数×每股净资产 流通股股数×每股市价 账面负债总额)/账面总资产”；Salei，t-1/Ki，t-1表示滞后一期的主营业务收入与滞后一期的账面总资产之比，其用以控制公司短期的投资机会(梅丹，2005)；CFi，t/Ki，t-1表示当期的经营活动现金流量净额与滞后一期的账面总资产之比；μi表示企业个体效应；λt表示时间效应；εi表示残差项。本文在对固定效应、随机效应和OLS回归方法进行了Hausman和LM统计之后，最终选择固定效应回归方法。
除了本文研究的主要变量杠杆外，本文针对其他控制变量做出如下的理论预期：(1)投资支出与反映企业成长机会的市账比呈正相关性(Tobin，1969)。(2)投资支出与现金流呈正相关性(Fazzari et al.，1988)。(3)投资支出与反映短期投资机会的主营业务收入呈正相关(Alti，2003；梅丹，2005)。
在检验中，本文进行了以下处理：(1)关于行业因素的控制。为了更好的控制行业因素和年度因素的影响，本文采用的所有变量均经行业整体中位数(年度效应将在固定效应回归中进行控制)调整。(2)关于分层的划分。本文使用经行业中位数调整的Q值的中位数(即0值)作为成长机会的划分标准，大于0的为成长性高的公司，否则为成长性低的公司；同时建立反映成长性的虚拟变量DQ(成长性高的公司为1，否则为0)。类似于Richardson(2006)与辛清泉等(2007)的方法，本文还使用拟合模型的残差(含时间固定效应)来划分过度投资或投资不足。残差大于0的公司视作过度投资公司。否则为投资不足的公司，且建立反映投资状况的虚拟变量DI(过度投资的公司为1，否则为0)。(3)工具变量的选择。与Aivazian et al.(2005)相类似，本文使用有形资产率作为杠杆的工具变量，有形资产率的计算方法为(固定资产净值 存货净额)/账面总资产；在本文中其与杠杆的相关系数为0.1266。
三、实证结果
我们首先对各变量以及经行业调整的各变量之间的相关性进行了描述性统计。统计结果表明资本支出与杠杆在1％的水平上呈显著负相关，相关系数分别为-0.131，支持了本文的假设，企业的杠杆、现金流、主营业务收入以及市账比之间的相关系数均小于0.3，这在一定程度排除了共线性因素的影响。出于篇幅原因，这些描述性统计未予列示。本文主要的回归统计结果见表1。
回归(1)是对总体样本使用了固定效应回归分析方法得到得回归结果，从表中可以看出，从总体上来看，杠杆和投资在1％得显著性水平上负相关，杠杆增加0.1，则投资减少0.0366(均为经行业调整的值，后文与此相同)：回归(2)考虑了不同成长机会下杠杆对投资的作用，杠杆和成长机会虚拟变量的交互项在10％的显著性水平上与投资正相关，这表明，在低成长性公司，杠杆增加0.1则投资减少0.04231，而在高成长公司，杠杆增加0.1，投资仅减少0.03181；回归(3)是考虑了不同投资水平下(即是投资过度还是投资不足)杠杆对投资的作用，划分过度投资和投资不足的标准是依照回归(1)的残差，杠杆和投资水平虚拟变量的交互项在1％的显著性水平上与投资负相关，这表明，在过度投资公司，杠杆增加0.1，投资减少0.04611，而在投资不足公司，杠杆增加0.1，投资仅减少0.02751。可见，普通的面板固定效应回归的结果表明，杠杆在低成长性公司和投资过度公司发挥了一定的治理作用。
如前文所述，杠杆可能包含了一些没有被通常的反映成长机会变量(Q)所反映的成长机会。为此。本文使用有形资产率作为杠杆的工具变量，其固定效应下的回归结果见表回归(4)。我们可以发现，当考虑了这种可能的内生性因素的影响之后，杠杆的系数发生了显著的变化，但仍在1％的显著性水平上与投资呈负相关性：杠杆增加0.1，投资减少0.33575。同样的，我们也考察了不同状态下的纳入内生性(即使用工具变量)后的回归分析结果。回归(5)和(6)分别为高成长性公司和低成长性公司的回归分析结果。统计结果表明，在使用了工具变量之后，杠杆和投资之间的关系分别在1％和10％的显著性水平上为负，低成长性公司负相关的程度仍然大于高成长性公司，系数分别为-5.505和-3.1。同样的，我们也使用了回归(1)的残差对过度投资和投资不足进行了区分，回归(7)和(8)分别为过度投资公司和投资不足公司的回归分析结果。结果表明，在使用了工具变量之后，杠杆和投资之间的关系分别在5％和1％的显著性水平上为负，过度投资公司的负相关程度仍然大于投资不足公司，系数分别为-1.5033和-1.09。可见，使用了工具变量的固定效应回归分析结果同样表明杠杆在低成长性公司和投资过度公司中起到了治理的作用。
值得注意的是，使用了工具变量之后，总体回归结果(回归4)中的成长性指标(Q)的系数出现了反向，尽管与理论分析结果相违背，但与国内的一些研究结果保持了一致(如童盼、陆正飞，2005)。回归(5)、(6)、(8)中成长性指标的系数同样为负，但均不显著。其他变量的系数与显著性在所有同归中均与理论预期保持了一致。
此外本文还分别在以下几个方面进行了稳健性检验：(1)按行业调整的成长性(Q)的40分位数进行分层以及使用未经行业调整的成长性(Q)的中位数进行了成长性分层，并进行固定效应回归分析：(2)按残差的中位数进行分层和按残差的40分位数进行了过度投资与投资不足的分层，并进行固定效应回归分析：(3)对(2)中的两种分层进行了使用工具变量的固定效应回归分析。上述稳健性分析的结果与前述结论基本一致，但由于篇幅限制，本文未列示稳健性检验的结果。
四、结论
本文对杠杆和投资之间的关系、不同成长机会下以及不同投资水平下杠杆和投资之间的关系及其差异进行了考察。实证研究结果表明，杠杆和投资之间显著的负相关，尤其是与成长机会较高或者投资不足的企业相比，成长机会较低或者发生了过度投资的企业其杠杆与投资之间的负相关程度显著要大。在使用了不同的分层标准下，这种差异性没有发生改变。即使在使用了有形资产率作为杠杆的工具变量之后，这种差异性也仍保持稳健性。
无论是成长机会较低的企业还是过度投资的企业其管理者与股东之间发生代理冲突的可能性更大或者代理冲突的程度更大，而债务的使用可能因削弱了管理者可自由处置的资源、抑制了管理者营造企业帝国或者进行堑壕性投资的冲动而约束了这些企业的投资支出，从而体现出债务的治理效应。总之，本文的实证结果表明，债务至少对成长机会较低或者过度投资的企业的投资行为起到了相应的治理作用。