银行持股与公司投资研究
研究假说与检验模型
根据相机治理机制理论(Jensen和 Meckling，1976;Jensen，1986)，负债融资能够抑制股东－管理者之
间的利益冲突，其主要机理在于负债融资的契约属性。管理人员为避免失去自己的职位就会努力工作，
约束自己，做出更好的投资决策，从而降低由于所有权与控制权分离而产生的代理成本，改善公司治理
结构(GrossmanandHart，1986)。因此，从股东－管理者利益冲突的视角来看，如果债权人和股东合
一，股东也可以利用债权人的身份发挥债务监督功能，减少管理者出于私利而引起的非效率投资行为，
即减少过度投资和投资不足行为。［22］在我国银行持股的企业里，银行、股东－债权人合一的特殊的
两重身份将影响企业的融资结构与投资决策之间的关系。银行作为债权人，主要是为了到期收回借款，
获得应得利息，保证贷款的安全性和风险的可控性。所以在与企业签订借款契约时，债权人可预先设定
限定贷款资金的用途、专款专用、限制企业的现金分红的股利分配政策，限制企业发放新的债券等条款
来约束企业的投资行为，让贷款资金合理使用和更有效率地分配在投资项目上，减少投资不足和投资过
度问题;债权人也可利用股东身份通过股东大会，或直接派出董事参与企业的投资决策，减少过度投资
和投资不足问题。银行作为股东，其主要目的是获取高额现金分红或股权价值的升值，强调资金的收益
性，为了股东财富最大化，也有动机利用债权人的资金实现债权人财富向股东财富的转移。不论债权价
值还是股权价值最大化，都将减少投资决策所导致的股东－债权人之间的利益冲突，将减少企业的非效
率投资行为，即减少过度投资和投资不足行为，优化投资决策，使总价值最大化。在此基础上提出假说
1和假说 2。假说 1:银行持股的企业的过度投资程度低于非银行持股企业。假说 2:银行持股的企业的投
资不足程度低于非银行持股企业。
验证模型和定义研究变量
为了验证上述研究假说，首先用相应的指标来估计公司的投资效率。参考了Ｒichardson(2006)［23］
的方法，通过下面的模型(1)，进行 OLS回归后计算出来的残差值就是衡量投资效率的指
标:NewInvest=0+1Growth+2AＲeturn+3Cash+4Age+5LagInvest+6SIZE+7LEV+Year+In-dustry+ε(1)为检
验假说 1、假说 2，分别采用模型(2)和模型(3)，运用 OLS方法进行回归:Year、Industry分别代表年
度和行业的虚拟变量。不同的年份的宏观经济状况、货币政策等对投资支出存在影响且有差异，不同行
业的投资支出也存在较大的差异现象，所以将行业和年份纳入模型;Cash(企业期初持有的现金储
备)、Age(企业年龄，从开始上市年份算起)、SIZE(公司规模)、LEV(财务杠杆)为控制性变
量;0、1、2、3、4、5、6、7、8、9、10为模型回归系数;ε是回归误差项。根据假说 1，本文预计模
型(1)中 1、2显著为负，而 3不显著;根据假说 2，预计模型(2)中 1、2显著为正，3同样也不显著。
样本选择和描述统计
本文的研究样本期间是 1999～2010年，并按照以下几个标准对数据进行筛选:(1)样本公司必须不能是
金融类的上市公司，主要是因为工业企业与金融类上市公司等所从事的主营业务以及采用的报告制度和
会计制度不相同;(2)样本公司不能在境内和海外(如香港证券交易所和纽约证券交易所)同时上市，避免
由于制度性差异对实证结果产生潜在影响。不剔除同时发行 B股的公司，是因为发行 B股仍然遵循的是
中国的法律制度和监管政策，在境内证券交易所发行和交易。(3)对回归中采用的研究变量，在公司/年
度内有可用数据。(4)对部分连续变量进行了温莎数据处理，大于 99%分位数与小于 1%分位数的变量，
获得了最多 12718个公司/年度观察值。考虑到横截面数据的内生性问题，收集了两个子样本进行稳健
性检验，一个子样本叫做“银行股东进入样本”，即如果公司在开始时并没有银行股东，银行股东在样
本期间是后面进入公司的，另一个子样本叫做“银行股东退出样本”，即公司在样本期间开始时有银行
股东，但银行股东在后面退出了公司，主要是考虑到公司投资行为存在差异是与公司本身有关而与银行
持有公司股份这一现象无关。模型中研究变量的数据均来自于 CSMAＲ数据库或以 CSMAＲ数据库为基础
进行计算所得，其中银行股东数据是在 CSMAＲ数据库公司治理模块股东数据的基础上，通过手工收集
所得，随机选取了 10%的样本并核对了公司在深沪证券交易所提交的年度报告。本文采用软件
Excel2007和 SASV8来整理、计算和回归分析数据。表 2中 PanelA是研究变量的基本描述性统
计。BANK的平均值是 0．1173，即 11．73%的公司/年度观察值存在银行性质的股东，表明大多数上市
公司的股东中没有银行类金融机构;BShare的最小值是 0、最大值是 0．6987、平均值是 0．0082，表明
有些上市公司不存在银行股东，有些上市公司则由银行股东所控制，银行股东平均持有上市公司
0．82%的股权比例，公司间存在较大差异;投资效率(Invest)的平均值是－0．0001、中位数是－
0．0128，表明上市公司的投资行为呈现投资不足的特征;Invest最大值、最小值分别是 0．5319、－
0．3555，说明了有些上市公司存在较为严重的投资不足现象，有些上市公司的过度投资程度较为严
重，不同公司间存在较大的差异，这与Ｒichardson(2006)对美国上市公司的研究结果类似。表 2的
PanelB部分显示了投资效率在银行持股与非银行持股两类样本公司间的差异比较。投资效率(Invest)
在两类样本中的平均值、中位数分别是 0．0006、－0．0124，－0．0038、－0．0152，均值检验和中
位数检验均显著为正，表明银行持股样本公司的投资效率要显著高于非银行持股样本公司。过度投资
(Invest+)在非银行持股样本中的平均值和中位数分别是 0．0662和 0．0434，在银行持股样本中的平
均值和中位数是 0．0575和 0．0343，均值检验和中位数检验均显著为正，表明银行持股样本公•85•
司的过度投资行为要显著低于非银行持股样本公司;投资不足(Investˉ)在非银行持股样本中的平均值和
中位数分别是－0．0430和－0．0352，在银行持股样本中的平均值和中位数是－和－，
均值检验和中位数检验均显著为负，表明银行持股样本公司的投资不足行为要显著低于非银行持股。综
合上述三个指标的检验，可以发现银行持股可以约束公司的投资行为，减少公司的非效率投资，这与假
说 1和假说 2相符。表 3显示了变量之间的相关系数。Invest与 BANK、BShare显著负相关，说明了非
效率投资行为在银行持股公司中要显著低于非银行持股公司，且银行股东持股越多，上市公司的非效率
投资程度越低，这与研究假说一致;BANK与 Dual、LEV显著正相关，表明银行持股的公司的两职合一比
例较高，财务杠杆较高;BShare和 LEV显著正相关，说明了银行股东持股比例越低的公司，财务杠杆率
越低;BShare与 POE、BighShare、ExeShare和 SIZE显著负相关，表明银行持股比例越多的公司越不可
能是非国有公司，大股东持股比例越低，高管持股比例越低，公司规模越小;其他研究变量间的相关性
也比较合理与明显，主要解释变量(BANK和 BShare)与其他控制变量之间的相关系数都不超过 0．2，进
行 VIF的多重共线性检验，结果得出 VIF值均不超过 6，这就表明多重共线性问题对研究结论的影响并
不大。
回归结果
表 4显示了全样本投资效率的回归结果。过度投资样本组中，BANK的回归系数为－0．055，在 5%水平
上显著，表明银行股东显著地抑制了公司的过度投资程度，这与研究假说 1一致，而 BShare的回归系
数 0．129、T值是 0．18、不显著，BSharesq的回归系数在 5%水平上是显著的，说明了公司的过度投
资程度与银行股东持股比例呈现倒 U型关系，具体而言，即当银行股东持股比例不超过 5．15%时，银
行股东对公司的过度投资行为没有显著影响，而当银行股东持股比例超过 5．15%，银行股东可以显著
地降低公司的过度投资程度。POE的回归系数显著为正，表明非国有公司进行过度投资的程度反而较国
有公司大，与理论预测相反，其潜在的解释原因可能在于:非国有公司进行大量投资是获得政府和银行
优惠政策、信贷支持的重要条件之一。Dual的回归系数显著为负，表明两职合一的公司过度投资程度
较小，与代理理论预测相反，主要原因可能有两个方面:一是中国正处于经济转型时期，各种制度体
系、市场环境以及企业自身建设等都处于一个逐步完善的过程。例如，中国的上市公司大多数是由原来
的国有企业经过改制发展而来的，其在组织结构、人事安排以及股份结构上仍留有计划经济时代的色
彩，其所表现出来的诸多现象本身也就带有某种阶段性;二是两职合一可能有利于企业创新自由的发
挥，使企业能得到更好的生存和发展。这是因为经营活动的风险性特点以及以减少风险为主要任务的使
命决定了必然赋予管理人员相当程度的随机处置权，从而使企业与环境保持相宜的协调性。LEV的回归
系数为－0．028，在 5%水平上显著为负，表明 LEV影响公司的投资行为，且 LEV越低的公司过度投资
的程度越大，与 JensenandMeckling(1976)和 Meyer(1977)的理论预测不一致，与伍利娜等(2005)的研
究结论也不一致，其主要原因在于伍利娜等(2005)的研究主要基于小样本的实证研究，且设置的情境主
要针对比较特殊的企业，而本文则基于大样本进行研究，且与杨华军和胡奕明(2007)的研究结论一致。
表 4显示了投资不足的回归结果。BANK的回归系数为 0．040，在 1%水平上显著，表明银行股东显著地
抑制了公司的投资不足程度，这与研究假说 2一致。BShare的回归系数 0．550，在 5%水平上显著，
BSharesq的回归系数在 5%水平上显著为负，说明了公司的投资不足程度和银行股东持股比例呈现正 U
型关系，概而言之，即当银行持股比例小于等于 28．98%时，银行持股会抑制公司的投资不足行为，而
当银行股东持股比例超过 28．98%，银行股东却显著地增加了公司的投资不足程度，这与研究假说 2一
致。因为银行持股比例的最上端分位数是 28．98%，说明在整体上银行持股比例和公司的投资不足程度
呈显著的线性关系，即随着银行股东持股比例的上升，公司投资不足的程度逐渐减小;POE的回归系数
显著为负，表明非国有公司进行投资不足的程度反而较国有公司大，与理论预测相反，其潜在的解释原
因可能在于:非国有公司受到行业管制等限制约束了正常的投资行为，而且获得政府和银行的信贷、土
地支持较为困难。BigShare的回归系数显著为负，表明大股东持股比例越高，投资不足的程度反而较
大，与 Hadlock(1998)的研究结论一致。SIZE的回归系数显著为正，表明大公司投资不足的程度较小，
与Ｒichardson(2006)的研究结论一致。表 5显示了银行股东进入子样本的投资效率的回归结果。过度
投资样本组中，BANK的回归系数在 1%水平上显著为负，说明了银行以股东身份进入公司后显著地抑制
了公司的过度投资行为，这与假说 1一致，跟本文预测也是一致的;BShare的回归系数 0．132，不显
著;在 5%水平上 BSharesq的回归系数显著为负，回归结果与全样本的结果一致，即公司的过度投资程
度与银行持股比例呈现倒 U型关系，具体而言，即当银行股东持股比例不超过 9．50%时，银行股东对
公司的过度投资行为没有显著影响，而当银行股东持股比例超过 9．50%，银行股东可以显著地降低公
司的过度投资程度;POE的回归系数显著为正、Dual的回归系数显著为负，都与全样本回归结果一致。
表 5显示了银行股东进入子样本投资不足的回归结果。在 5%水平上，BANK的回归系数为 ，显著
为正，表明银行作为股东进入公司后显著地抑制了公司的投资不足行为，这与假说 2一致;在 10%水平
上，BShare的回归系数为 ，BSharesq的回归系数为－，都显著，表明公司的投资不足程度
和银行持股比例呈现正 U型关系，即当银行的持股比例小于或等于 %时，银行作为股东的身份会
显著地抑制公司的投资不足行为，而当银行股东持股比例超过 %，银行股东却显著地增加了公司
的投资不足程度，这与假说 2一致。因为银行持股比例的最上端分位数是 %，说明了在整体上公
司的投资不足程度与银行持股比例呈线性关系，随着银行持股比例的上升时，公司投资不足的程度将会
逐渐减小。SIZE的回归系数显著为正，表明大公司投资不足的程度较小，与Ｒichardson(2006)的研究
结论一致。LEV的回归系数显著为正，表明财务杠杆越高的公司投资不足的程度也越小，与伍利娜等
(2007)的研究结论一致。综合表 5过度投资和投资不足的回归结果，可以看到，银行股东进入子样本的
回归结果与全样本的回归结果并没有显著的差异，从而表明本文研究结论具有较好的稳健性。［26～
27］表 6显示了银行股东退出子样本的投资效率的回归结果。过度投资样本组中，BANK的回归系数为
－，不显著，表明银行股东退出公司后对公司的过度投资行为没有显著影响，这主要是因为，银
行股东在持有公司股份期间，对公司的投资决策发挥了重要影响，可能使公司的投资决策在一定程度上
形成了规范，即使银行股东退出后也在一定程度上保持了连续性。BShare的回归系数－，不显
著，BSharesq的回归系数为 ，也不显著。此外，LEV的回归系数显著为负，与杨华军、胡奕明
(2007)的研究结论一致。POE、BigShare、Dual、ExeShare、Indirector和 SIZE的回归系数均不显
著，与全样本回归结果一致。表 6显示了银行股东退出子样本的投资不足的回归结果。BANK的回归系
数为 0．002、BShare的回归系数－0．034、BSharesq的回归系数为 0．133，均不显著，表明银行股东
退出公司后对公司的投资不足行为没有显著影响，这主要是因为，银行股东在持有公司股份期间，对公
司的投资决策发挥了重要影响，可能使公司的投资决策在一定程度上形成了规范，即使银行股东退出后
也在一定程度上保持了连续性;此外，SIZE的回归系数显著为正，表明大公司投资不足的程度较小，与
Ｒichardson(2006)的研究结论一致。LEV的回归系数显著为正，表明财务杠杆越高的公司投资不足的
程度也越小，与伍利娜等(2005)的研究结论一致。
稳健性检验
为了进一步检验研究结论的稳健性，本文作了如下稳健性检验:(1)重新定义银行持股为除直接持有公司
股份外，银行还派出员工到持股公司担任董事或监事职位，这样主要是考虑到银行持股比例过低或不在
持股公司派出董事，银行难以获取更多的信息、充分发挥对公司的投资行为的影响，具体做法是:首先
以 CSMAＲ数据库公司治理模块股东数据为基础收集了银行股东数据;然后通过查阅公司年度报告以确认
公司高管是否来自银行股东，在此基础上，以年度、行业、总资产和营业收入为标准，选取了银行持股
的配对样本，共有 650个年度观察值;最后重复上述回归模型发现 BANK、BShare和 BSharesq的回归系
数的符号和大小与上述全样本回归结果没有重大变化;(2)以市场指标为基础重新计算了投资效率。具体
而言，是指公司的投资机会用公司的市净率替代了公司营业收入的增长率。重复回归后发现
Bank、Bshare和 Bsharesq的回归系数的符号和大小与上述全样本回归结果相比均没有显著变化。七、
实证结论与政策启示本文基于股东－债权人利益冲突理论研究了银行作为公司的股东和债权人双重的特
殊身份对公司投资行为的影响，具体而言，以 1999～2010年中国 A股上市公司为样本，以银行为股东
－债权人合一的代理衡量变量，研究了银行持股对公司投资行为，即过度投资或投资不足行为的影响，
研究发现，银行持股企业过度投资和投资不足的程度均要低于非银行持股企业，即银行持股企业的投资
效率要高于非银行持股企业。银行股东进入样本和银行股东退出样本的回归结果支持了上述结果。研究
结果表明，银行持股改善了公司的资本结构，改善信息在债权人和股东之间的分布，减少了信息不对称
的现象，缓和债权人－股东之间的利益冲突，从而修正投资行为的扭曲程度。研究具有如下政策启示意
义:(1)以银行持股公司为研究样本，银行持股改善了公司的资本结构和信息在债权人和股东之间的分
布，缓和了股东－债权人之间的利益冲突，从而修正投资行为的扭曲程度。(2)银行持股，既有助于改
变债权人无权的状况，又可以平衡公司治理结构较为单一的问题;银行持股可以为债权人对公司治理的
相机治理作用提供更有效的保障，改善公司的法人治理，丰富了公司治理的文献。(3)为我国的银行持
股实践提供某些经验证据，也为我国信贷监管部门提供一定的依据。(4)银行持股可以改善国有企业一
股独大现象，实现国有企业股权多样化，为国有企业改制提供。
本文作者：李志军龙健华工作单位：湖南大学
