黃惠蘭 盧永芳

摘要：以2014-2018年深滬兩市A股制造業(yè)企業(yè)為研究對象，從負(fù)債融資期限結(jié)構(gòu)和來源結(jié)構(gòu)兩個方面設(shè)計相關(guān)變量，構(gòu)建多元回歸模型，實證分析不同來源、期限的負(fù)債融資與企業(yè)投資行為的內(nèi)在關(guān)聯(lián)。研究結(jié)果發(fā)現(xiàn)，長期負(fù)債融資對企業(yè)投資具有促進(jìn)作用，而短期債務(wù)則對企業(yè)投資具有抑制作用，商業(yè)信用和銀行借款均與企業(yè)的投資行為呈正相關(guān)關(guān)系。論文還根據(jù)制造業(yè)行業(yè)特點，從負(fù)債融資視角，為企業(yè)、政府和投資者提出對策建議。

關(guān)鍵詞：負(fù)債融資;投資支出;企業(yè)價值;制造業(yè)上市企業(yè)

中圖分類號：F830.59? ? 文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A

文章編號：1005-913X（2020）10-0066-05

一、引言

我國經(jīng)濟體制改革進(jìn)程中，企業(yè)投融資關(guān)系經(jīng)歷諸多變化。在傳統(tǒng)經(jīng)濟模式下，企業(yè)投資的資金多數(shù)來自國家預(yù)算，由政府計劃安排并免費使用，企業(yè)非決策主體。隨著經(jīng)濟不斷發(fā)展及改革持續(xù)深化，政府對企業(yè)投資所需資金設(shè)置使用限制，而此時企業(yè)融資渠道還較為有限，投融資問題逐漸凸顯。隨著證券市場的發(fā)展完善，大多數(shù)企業(yè)傾向于發(fā)行股票或者通過銀行借款以及商業(yè)信貸來籌集投資資金，少數(shù)企業(yè)采用企業(yè)債券的形式進(jìn)行融資，企業(yè)籌資來源趨于多樣化。與此同時，企業(yè)投融資問題層出不窮，迫使企業(yè)不斷調(diào)整投融資結(jié)構(gòu)。以上現(xiàn)象引起學(xué)界廣泛關(guān)注，并展開深入研究。但綜觀現(xiàn)有研究成果，探討負(fù)債融資與企業(yè)投資行為的研究還較為有限。在這個背景下，本文研究不同類型的負(fù)債結(jié)構(gòu)，探究不同債期組合、負(fù)債來源的融資對投資的影響，以期為企業(yè)確定最佳資本結(jié)構(gòu)提供啟示。

二、文獻(xiàn)回顧與研究假設(shè)

（一）文獻(xiàn)回顧

在負(fù)債融資領(lǐng)域，外國研究起步較早。Mills等（1995）研究澳大利亞上市企業(yè)負(fù)債融資水平對其投資行為的影響，并從股利政策、負(fù)債融資水平和企業(yè)規(guī)模三個方面對其進(jìn)行分類。[1]Parrino和Weisbach（1995）采用模擬方法研究發(fā)現(xiàn)，股東與債權(quán)人之間存在利益沖突，這與企業(yè)債務(wù)水平正相關(guān)，不同企業(yè)的債務(wù)代理成本也有很大不同。[2]Suto（2003）對馬來西亞非金融類上市公司的研究結(jié)果顯示，企業(yè)固定資產(chǎn)投資規(guī)模和負(fù)債融資之間存在顯著正相關(guān)關(guān)系。我國政治、經(jīng)濟、文化、資本結(jié)構(gòu)與西方國家存在一定差異，有關(guān)負(fù)債融資研究往往得到不同的結(jié)論。[3]伍利娜和陸正飛（2005）用實驗方法證實資產(chǎn)負(fù)債率與投資不足或投資過度現(xiàn)象正相關(guān)。[4]童盼和支曉強（2005）的研究說明負(fù)債率升高，企業(yè)投資規(guī)模減小。[5]黃娟娟和沈藝峰（2007）分析了高增長型企業(yè)里面有很多可以替代資產(chǎn)的行為。[6]李莎（2017）利用2010-2015年國有上市公司滬深A(yù)股相關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行數(shù)據(jù)分析和模型回歸，研究發(fā)現(xiàn)，負(fù)債融資水平與投資行為呈顯著負(fù)相關(guān)，與長期借款相比，短期借款具有較強的負(fù)相關(guān)性。[7]

（二）研究假設(shè)

1.負(fù)債融資期限對企業(yè)投資行為影響的研究假設(shè)

短期負(fù)債比長期負(fù)債在防止和減少企業(yè)過度投資方面更有效。短期負(fù)債比長期負(fù)債先到期，企業(yè)不得不在定期還本付息的壓力下謹(jǐn)慎投資，而長期負(fù)債具有長期性，短時間內(nèi)企業(yè)不具有還款壓力，對企業(yè)投資決策不會產(chǎn)生影響，無論是約束力，還是治理效果都十分有限，在一些情況下會造成投資過度。因此，做出如下假設(shè)。

假設(shè)1：短期負(fù)債與企業(yè)投資行為呈負(fù)相關(guān)。

假設(shè)2：長期負(fù)債與企業(yè)投資行為呈正相關(guān)。

2.負(fù)債融資來源對企業(yè)投資行為影響的研究假設(shè)

通過分析負(fù)債融資來源結(jié)構(gòu)可以發(fā)現(xiàn)，負(fù)債融資來源結(jié)構(gòu)不同，其對應(yīng)的代理成本也存在較大差異。其中，代理成本最大的負(fù)債融資是銀行貸款，其次是商業(yè)貸款，負(fù)債融資成本代理成本最低的是企業(yè)債券。在約束力方面，商業(yè)銀行要低于企業(yè)債券，但是，中國企業(yè)債券現(xiàn)階段的成熟度較低，因此，本文不考慮企業(yè)債券的影響，銀行貸款是企業(yè)負(fù)債融資的主要來源，對企業(yè)債務(wù)具有較大的話語權(quán)。銀行是現(xiàn)有經(jīng)濟環(huán)境中主要的信貸機構(gòu)，具有較高的債務(wù)控制能力。但是，我國商業(yè)銀行在貸款監(jiān)管方面尚不完善，對企業(yè)投資行為的約束力相對不足。此外，由于中國銀行貸款對負(fù)債融資的控制最強，因此它對企業(yè)投資行為具有最強的約束力。但現(xiàn)實中，為了實現(xiàn)市場盈利，很多商業(yè)銀行會實施寬松的貸款政策，使企業(yè)可以較容易從銀行獲得資金進(jìn)行投資。不同負(fù)債來源有不同的特點和性質(zhì)，其對企業(yè)投資行為的作用也大不相同，因此提出以下兩個研究假設(shè)。

假設(shè)3：商業(yè)信用與企業(yè)投資行為呈正相關(guān)。

假設(shè)4：銀行借款與企業(yè)投資行為呈正相關(guān)。

三、樣本選取與研究設(shè)計

（一）數(shù)據(jù)來源與樣本選取

本文以2014-2018年深滬兩市A股制造上市企業(yè)為樣本，按照中國證監(jiān)會行業(yè)分類標(biāo)準(zhǔn)，制造業(yè)包括服裝業(yè)、非金屬冶煉、電機設(shè)備制造等29個行業(yè)。為提高研究結(jié)論準(zhǔn)確性，降低偶然因素干擾，本文進(jìn)行下述操作：（1）去除A+B股和A+H股;（2）排除研究期間財務(wù)數(shù)據(jù)異?；蛉笔У乃泄?（3）因為T類公司投資決策行為與正常公司差異較大，故去除。根據(jù)上述條件進(jìn)行篩選后，得到1299家公司，共計6995個樣本數(shù)據(jù)。與現(xiàn)有文獻(xiàn)所選取的樣本相比，本文所采用的樣本具有選擇周期長和樣本數(shù)量大兩個突出特征，能夠客觀地反映中國上市公司負(fù)債融資與投資支出的一般規(guī)律，所得結(jié)論具有較高可信度。

本文選擇制造業(yè)企業(yè)為實證研究樣本，主要有三方面原因，其一，上市企業(yè)的信息存在公開透明，其中，占比較大的投資資產(chǎn)是固定資產(chǎn)，在準(zhǔn)確計量和數(shù)據(jù)可得性方面具有較大優(yōu)勢;其二，制造業(yè)公司融資結(jié)構(gòu)更能體現(xiàn)實物投資特點;其三，制造業(yè)涉及29個行業(yè)，比其他行業(yè)更具有代表性。所以，選擇制造行業(yè)作為本文研究對象，研究結(jié)論具有較大的普適性。本文實證研究所需財務(wù)數(shù)據(jù)均來自CSMAR數(shù)據(jù)庫、RESSET數(shù)據(jù)庫和巨潮資訊網(wǎng)等;首先使用Excel2010選擇并整合財務(wù)數(shù)據(jù)，然后，通過SPSS22.0軟件分析財務(wù)數(shù)據(jù)，得出結(jié)果。

（二）負(fù)債融資相關(guān)變量設(shè)計

1.被解釋變量

本文將企業(yè)投資—支出作為被解釋變量，實證研究中將企業(yè)投資行為界定為以實物投資為主要表現(xiàn)形式的資本性支出。為提升研究結(jié)論準(zhǔn)確性，將工程資本、在建工程資本以及固定資本期末余額減去上期期末余額作為企業(yè)投資支出也就是I的替代變量，并且在固定資產(chǎn)凈值等的年度變化值基礎(chǔ)上除以上期的總資產(chǎn)也就是資本存量K以減少公司規(guī)模對投資支出的干擾，之后的分析表格中將用投資-資本比（I/K）表示企業(yè)的投資支出。此變量的選擇與秦海英（2019）[8]、王夢遷和王海俠（2017）[9]、童盼和陸正飛（2005）[10]等學(xué)者的研究變量一致。I/K=（在建工程年變化值+固定資產(chǎn)凈值年變化值+工程物資年變化值）/企業(yè)期初資產(chǎn)總額。

2.解釋變量

債務(wù)融資的期限結(jié)構(gòu)分為短期債務(wù)和長期債務(wù)，負(fù)債融資來源結(jié)構(gòu)包括銀行借款、商業(yè)信用以及企業(yè)債券等。與秦海英（2019）[8]、童盼和陸正飛（2005）[10]等學(xué)者的分類方法一致。由于我國企業(yè)債券市場尚不完善，本文暫不討論企業(yè)債券對企業(yè)投資行為的影響。

長期負(fù)債率LD=期末長期債務(wù)的賬面價值/企業(yè)期末負(fù)債總額

短期負(fù)債率SD=期末短期債務(wù)的賬面價值/企業(yè)期末負(fù)債總額

銀行借款率BD=（期末長期借款+期末短期借款）/企業(yè)期末資產(chǎn)總額

商業(yè)信用率CD=（期末應(yīng)付賬款+期末預(yù)收賬款+期末應(yīng)付票據(jù)）/企業(yè)期末資產(chǎn)總額

3.控制變量

影響企業(yè)投資行為的因素非常多樣，且不局限于上述因素，因此，為最大程度的減少不相關(guān)因素的影響，提升研究成果的精準(zhǔn)性，本文就控制變量進(jìn)行針對性設(shè)置：現(xiàn)金流量（CF/K）、銷售收入（S/K）、托賓Q值（TQ）。

現(xiàn)金流量（CF/K）為第一個變量，通常而言，企業(yè)更傾向選擇內(nèi)部融資策略，該融資模式具有融資成本較低的特征，是企業(yè)獲取資金的首選。對企業(yè)而言，如果流動資金存在內(nèi)部富余時，則企業(yè)更愿意通過富余資金實現(xiàn)擴大再生產(chǎn)的目標(biāo)。在某種意義上，企業(yè)的投資總量和現(xiàn)金流量具有相關(guān)性，隨著企業(yè)現(xiàn)金流量的增加，企業(yè)進(jìn)行投資的程度也會相應(yīng)提升。針對此，本文選擇的控制變量為資本存量K和現(xiàn)金流量凈額CF，通過這種方式，將企業(yè)規(guī)模和投資行為的相關(guān)性納入考慮范圍。銷售收入（S/K）為第二個變量，通常而言，企業(yè)的投資行為和企業(yè)營收增長存在顯著的關(guān)系，隨著主營業(yè)務(wù)收入增長，刺激企業(yè)管理人和股東進(jìn)行投資。為最大程度的避免企業(yè)規(guī)模變量產(chǎn)生影響，選擇銷售收入（S/K）變量具有一定的合理性。第三個控制變量是托賓Q值（TQ）。根據(jù)企業(yè)成長的特性，企業(yè)的投資規(guī)模和成長階段間具有相關(guān)關(guān)系，用TQ來表示企業(yè)成長性。TQ值的大小與企業(yè)投資支出的增長正相關(guān)，TQ值越大，企業(yè)投資的欲望越大。為消除不同成長型企業(yè)的影響，本文采用TQ值作為控制變量。借鑒童盼和陸正飛（2005）[10]所采用的計算方法，如下：TQ=（流通股票數(shù)量*股價+限制性股票*每股凈資產(chǎn)+公司負(fù)債賬面價值）/總資產(chǎn)。具體度量方法如表1。

（三）構(gòu)建回歸模型

本文研究的主要內(nèi)容是企業(yè)投資行為和負(fù)債融資的來源、期限因素的關(guān)系，所以，在文獻(xiàn)分析基礎(chǔ)上，通過建立回歸模型對各變量相關(guān)關(guān)系進(jìn)行分析：

I/K=α+β1SD+β2LD+β3BD+β4CD+β5（CF/K）+

β6（S/K）+β7（TQ）+ε

其中：I/K：投資—資本比，SD：短期負(fù)債率，LD：長期負(fù)債率，BD：銀行借款率，CD：商業(yè)信用率，CF/K：現(xiàn)金流量凈額，S/K：標(biāo)準(zhǔn)化的企業(yè)銷售收入，α為截距項，β為回歸系數(shù)，ε表示誤差項。建立模型，進(jìn)行實證分析。

四、實證分析與檢驗

基于變量定義與模型設(shè)計，對已篩選整合的數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，以此驗證所提出的三個假設(shè)。

（一）負(fù)債融資描述性統(tǒng)計分析

對2014年至2018年這五年里深滬兩市A股制造業(yè)上市公司的相關(guān)變量做描述性統(tǒng)計，得到各個變量的極值、均值、標(biāo)準(zhǔn)差和方差，輸出結(jié)果發(fā)現(xiàn)投資—資本比的均值是0.173，換言之，企業(yè)投資支出的年增長率是17%，標(biāo)準(zhǔn)差為0.222，約為均值的1.3倍，而極大值為1.253，極小值卻只有-0.054，其表明雖處于同一行業(yè)，但是在投資支出方面的差異性較大，其中短期負(fù)債率為0.389的均值，相對于0.099的長期負(fù)債率相對較高，可見，短期資本在企業(yè)負(fù)債融資期限結(jié)構(gòu)中占比較大，或者是將短期負(fù)債通過循環(huán)使用的方式轉(zhuǎn)變成長期負(fù)債，在這種方式下，銀行借款率的均值是0.191，其標(biāo)準(zhǔn)差是0.141;同時，商業(yè)信用率的均值是0.173，商業(yè)信用率的標(biāo)準(zhǔn)差是0.128，由此可見，對企業(yè)而言，商業(yè)信用和銀行貸款在比率均值方面的差異性較小，兩者之間的差異性相對較小。

（二）負(fù)債融資相關(guān)性分析

對相關(guān)變量做相關(guān)性分析，對操作的相關(guān)結(jié)果進(jìn)行整理發(fā)現(xiàn)，在1%的水平上，長期負(fù)債率與企業(yè)投資支出比呈顯著正相關(guān)，短期負(fù)債率與企業(yè)投資支出比顯著負(fù)相關(guān)。相關(guān)性分析結(jié)果初步驗證了假設(shè)1和假設(shè)2。在5%的水平上，企業(yè)的投資支出和借款率具有顯著的正相關(guān)性，同時，企業(yè)投資支出和商業(yè)信用率之間具有顯著正相關(guān)，結(jié)果初步驗證假設(shè)3和假設(shè)4。CF/K、S/K的相關(guān)系數(shù)均在5%水平上不顯著，說明現(xiàn)金流量、銷售收入和企業(yè)投資行為沒有關(guān)系。各變量之間沒有嚴(yán)重的多重共線性，因此可以采用文中所提出的線性模型對選取的樣本進(jìn)行分析。

（三）負(fù)債融資回歸分析及實證結(jié)果

對回歸模型進(jìn)行擬合度檢驗，結(jié)果顯示模型F值為12.374，p值為0.000，在1%水平顯著，回歸結(jié)果聯(lián)合顯著。擬合優(yōu)度R2和調(diào)整R2達(dá)到0.406、0.364，說明由模型能解釋資本支出變化的36.4%，文中所構(gòu)建負(fù)債融資相關(guān)模型的擬合效果較好。線性回歸分析結(jié)果見表2。

從表2數(shù)據(jù)可知，短期負(fù)債率相關(guān)系數(shù)為-0.404，其與企業(yè)投資行為呈負(fù)相關(guān)關(guān)系。當(dāng)短期負(fù)債率每上升1%，企業(yè)投資—支出比便下降0.404%。長期負(fù)債率相關(guān)系數(shù)為0.307，表示其與企業(yè)投資行為呈顯著正相關(guān)關(guān)系。當(dāng)長期負(fù)債率每上升1%，企業(yè)投資—支出比便上升0.307%。t檢驗的絕對值都在2以上，即4.168和-3.017，兩者具有顯著的負(fù)相關(guān)性，其中，短期負(fù)債的約束效應(yīng)比較明顯，對企業(yè)投資行為具有一定的抑制作用，可以防止投資過度問題;同時，長期負(fù)債融資對企業(yè)投資行為具有促進(jìn)作用，容易導(dǎo)致投資過度問題。該結(jié)論和上述假設(shè)1和2基本一致。

企業(yè)投資支出和銀行借款率的sig值是0.006，相關(guān)系數(shù)為0.206，兩個變量之間具有相關(guān)性，換言之，企業(yè)投資支出隨著商業(yè)銀行利率的增加而增加，即商業(yè)銀行貸款利率提升1%，則企業(yè)投資支出相應(yīng)增加0.206%，這一結(jié)論和假設(shè)3基本一致。企業(yè)投資支出和商業(yè)信用率的sig值是0.006，相關(guān)系數(shù)為化0.299，兩個變量之間具有相關(guān)性，換言之，企業(yè)投資支出隨著商業(yè)信用率的增加而增加，即商業(yè)信用款率提升1%，則企業(yè)投資支出會相應(yīng)增加0.299%，這一結(jié)論和假設(shè)4基本一致。在企業(yè)的發(fā)展過程中，商業(yè)銀行是企業(yè)融資的主要來源，兩者具有顯著的相關(guān)性，上述結(jié)論表明，商業(yè)銀行對企業(yè)投資支出沒有發(fā)揮顯著的抑制作用，這一關(guān)系主要是由于中國銀行業(yè)存在軟約束，使得銀行對企業(yè)還缺乏有效監(jiān)督管理。

現(xiàn)金流量與投資支出之間沒有相關(guān)關(guān)系，說明現(xiàn)金流量對企業(yè)投資行為影響十分有限，無論是促進(jìn)效應(yīng)，還是抑制作用都不明顯，這一結(jié)論和上述假設(shè)并不一致，表明我國市場經(jīng)濟具有一定的特殊性，企業(yè)投資行為受企業(yè)現(xiàn)金流量變動的影響不顯著，兩者沒有顯著相關(guān)性。TQ回歸系數(shù)均近似于0，所以在實際中可以將托賓Q值從模型中去除。CF/K、S/K系數(shù)的p值均大于0.1，說明在10%水平上，現(xiàn)金流量和銷售收入對企業(yè)的投資行為無顯著影響。

（四）負(fù)債融資共線性檢測

為提高研究結(jié)論準(zhǔn)確性，對所得結(jié)論進(jìn)行共線性檢驗，結(jié)果見表3。

從表3可知，負(fù)債融資相關(guān)解釋變量的方差膨脹因子全部介于1和10之間，容差比0.1大。由此可以說明在所構(gòu)建模型中，負(fù)債融資各解釋變量間不存在嚴(yán)重多重共線性，因此文中所得研究結(jié)論準(zhǔn)確性較高，具有一定參考價值。

（五）負(fù)債融資穩(wěn)健性檢驗

為檢驗回歸結(jié)果，篩選出2016年至2018年數(shù)據(jù)對原模型重新進(jìn)行回歸分析作為穩(wěn)健性檢驗，以判斷結(jié)論是否穩(wěn)健，輸出結(jié)果顯示實證數(shù)據(jù)F值為11.972，在1%水平顯著，即回歸結(jié)果依然聯(lián)合顯著。R2和調(diào)整R2分別為0.387、0.345，說明由負(fù)債融資所構(gòu)建的模型解釋資本支出變化的34.5%，模型的擬合效果略有下降。線性回歸分析結(jié)果見表4。

從表4可知，在負(fù)債融資期限上，長期負(fù)債率LD系數(shù)為0.043，p值為0.026，小于0.05，說明LD系數(shù)在5%水平上顯著，即長期負(fù)債率對資本支出有顯著正向影響。隨著長期負(fù)債率的提高，公司資本支出相應(yīng)提高，且長期負(fù)債率每提高1單位，資本支出平均提高0.043。短期負(fù)債率SD系數(shù)為-0.002，p值為0.057，小于0.1，說明SD系數(shù)在10%水平上顯著，即短期負(fù)債率對資本支出有顯著負(fù)向影響。隨著短期負(fù)債率的提高，公司資本支出相應(yīng)降低，且短期負(fù)債比率每提高1單位，資本支出平均減少0.002。以上結(jié)論符合原模型設(shè)計。

在負(fù)債融資來源上，銀行借款率BD系數(shù)為0.020，p值為0.005，在1%水平上顯著，即銀行借款率對資本支出有顯著正向影響。隨著銀行借款的提高，公司資本支出相應(yīng)提高，且銀行借款每提高1單位，資本支出平均提高0.020。商業(yè)信用率CD系數(shù)為0.014，p值為0.049，說明CD系數(shù)在5%水平上顯著，即商業(yè)信用率對資本支出有顯著正影響，隨著商業(yè)信用率的提高，公司資本支出相應(yīng)提高，且商業(yè)信用率每提高1單位，資本支出平均提高0.014。以上結(jié)論符合原模型設(shè)計。

控制變量中，TQ回歸系數(shù)均近似于0，所以在實際中可以將托賓Q值從模型中去除。CF/K、S/K系數(shù)p值依然大于0.1，說明在10%水平上，現(xiàn)金流量、銷售收入對企業(yè)投資未存在顯著相關(guān)關(guān)系。以上結(jié)論符合原模型設(shè)計。

由此可知，本文研究通過穩(wěn)健性檢驗，所得結(jié)論具有較高準(zhǔn)確性。

五、研究結(jié)論與政策建議

（一）研究結(jié)論

1.不同限期負(fù)債融資對企業(yè)投資行為的作用機制存在差異

本文在實證研究基礎(chǔ)上發(fā)現(xiàn)，我國企業(yè)負(fù)債融資期限結(jié)構(gòu)存在較大問題，很多企業(yè)長期負(fù)債率分布在0.05%-0.1%區(qū)間，同時，短期負(fù)債率則分布在0.3%-0.6%區(qū)間。通過對比分析發(fā)現(xiàn)，長期負(fù)債率相對較低，而短期負(fù)債率則相對較高。不僅如此，由于不同時間限制債務(wù)融資對企業(yè)投資支出影響存在差異，實證結(jié)果表明短期債務(wù)與企業(yè)投資行為呈負(fù)相關(guān)，這對企業(yè)投資行為具有一定限制效應(yīng)，對企業(yè)發(fā)展產(chǎn)生較大負(fù)面影響。對企業(yè)而言，為避免經(jīng)營和財務(wù)風(fēng)險，提升負(fù)債期限結(jié)構(gòu)的合理性，有必要合理安排負(fù)債融資結(jié)構(gòu)。

2.制造業(yè)上市企業(yè)投資行為差異明顯

各行業(yè)企業(yè)具體情況并不相同，在資金利用、經(jīng)營空間以及市場策略等方面有所不同，和投資支出的關(guān)系也存在較大差異。實證分析結(jié)果表明，制造企業(yè)投資支出的過度懸殊，對我國制造行業(yè)競爭力產(chǎn)生較大負(fù)面影響，還引發(fā)了大企業(yè)對小企業(yè)的并購行為，以上現(xiàn)象不僅降低了市場的穩(wěn)定性，還增加了市場壟斷的可能性。

3.銀行借款未能有效抑制企業(yè)投資行為

從理論上說，銀行借款應(yīng)能有效地制約企業(yè)過度投資以及資產(chǎn)替代行為。但實證分析結(jié)果顯示，銀行借款和企業(yè)投資顯著正相關(guān)。我國經(jīng)濟體制具有一定特殊性，國有銀行發(fā)揮了債務(wù)人的作用，銀行業(yè)的軟約束比較突出，例如商業(yè)銀行為增強企業(yè)的競爭力而放寬貸款條件，商業(yè)銀行和企業(yè)可以就貸款償還方式和期限進(jìn)行協(xié)商，這對企業(yè)投資具有一定促進(jìn)效應(yīng)。因此，本文通過實證分析證明了銀行貸款和企業(yè)融資具有顯著正相關(guān)關(guān)系。

（二）政策建議

1.政府宏觀調(diào)控方面

銀行借款是當(dāng)前我國企業(yè)進(jìn)行負(fù)債融資的重要途徑，但其未發(fā)揮應(yīng)有作用。因此，政府可通過以下措施，引導(dǎo)企業(yè)根據(jù)實際情況合理借款，進(jìn)一步規(guī)范企業(yè)投資行為。一是積極引導(dǎo)商業(yè)銀行制度創(chuàng)新和金融制度變革，推進(jìn)國有商業(yè)銀行改革，充分發(fā)揮銀行作為債權(quán)人的監(jiān)督作用;二是建立健全債券市場監(jiān)管機制，提升債券市場成熟度，為企業(yè)提供更加豐富的融資路徑，并逐步減少干預(yù)，推動債券市場穩(wěn)步發(fā)展;三是逐步實現(xiàn)債券利率市場化，確保企業(yè)可以按照自身發(fā)展需求確定發(fā)行的企業(yè)債券利率，增加企業(yè)債券對投資者的吸引力;四是加強對產(chǎn)業(yè)升級改造工作的重視程度，推進(jìn)國有商業(yè)銀行改革;五是完善相關(guān)法律法規(guī)，促使我國制造業(yè)能夠有法可依、保護(hù)相關(guān)主體合法權(quán)益不受侵犯。

2.企業(yè)內(nèi)部管理方面

企業(yè)在經(jīng)營過程中，一是要注重完善內(nèi)部財務(wù)制度，提高管理質(zhì)量和效率;二是借鑒國內(nèi)外成功企業(yè)經(jīng)驗，結(jié)合國內(nèi)企業(yè)債券市場實際情況，開發(fā)債券新品種，調(diào)整債券品種結(jié)構(gòu)，滿足不同類型企業(yè)融資需求;三是利用債務(wù)融資約束企業(yè)管理者，抑制其道德風(fēng)險行為;四是優(yōu)化債務(wù)契約設(shè)計，企業(yè)應(yīng)結(jié)合自身情況合理設(shè)計負(fù)債融資結(jié)構(gòu)，減少企業(yè)可支配現(xiàn)金流，發(fā)揮相機治理的作用。

3.投資者投資決策方面

投資者在進(jìn)行投資時，一是要認(rèn)清我國制造行業(yè)目前發(fā)展情況以及未來發(fā)展趨勢;二是是要對國內(nèi)市場進(jìn)行深入分析與研究，對市場發(fā)展方向有明確把握;三是在進(jìn)行投資時，為了降低成本、提高效率，增強獲利能力，投資者應(yīng)優(yōu)先考慮規(guī)模大、發(fā)展較成熟、資金儲備量較大、研發(fā)能力較強的制造企業(yè)，事先做好投資風(fēng)險識別，謹(jǐn)慎投資。

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