金融发展、企业融资行为与融资约束缓解

张凡

摘 要：本文以2007—2012年上市公司中的制造业企业为样本数据，通过对外部宏观经济环境变化影响企业财务行为机理的探析，发现金融发展促进了金融中介和金融市场的发展，这也是金融环境变化作用于企业的主要途径；融资约束的变化将直接影响企业资本结构变化，当企业面临的融资约束越不明显，企业的银行短期借款融资越容易；但在现阶段金融发展对企业长期借款结构改变不明显。因此，在我国经济转型的特殊制度背景下，金融整体发展水平的提高是有效解决企业融资约束的关键所在，未来金融改革的重点应在提高金融发展深度的同时实现区域金融的整体提升。

关键词：金融发展；企业融资行为；融资约束；微观结构理论

中图分类号：F830.2；F276.3 文献标识码：A

文章编号：1000-176X（2015）07-0122-07

一、引 言

基于Modigliani和Miller （1958， 1963）的MM理论，学术界对于企业价值的探讨一开始并未关注融资决策对企业价值的影响，但现实资本市场的供求双方却从未将企业价值的增加仅局限于投资决策的“正确”，他们甚至更关注企业内部融资结构的合理与否。理论与现实的背离正是由于在新古典经济学的影响框架下，MM投资理论的假设条件过于苛刻，所有企业均存在于完美市场之中。Myers和 Majluf （1984）否定了MM理论假设之一——“不存在信息不对称”，将融资成本第一次纳入企业价值的影响因素。至此之后，对于企业可用净现金流问题的关注开启了现代公司财务领域研究的新视角，对企业财务行为的研究开始走出内部环境的局限，无论是CFO还是学者都意识到企业财务决策的制定已经无法摆脱外部经济环境变化所带来的影响。

20世纪90年代资本市场的空前繁荣和金融工具的不断创新引发了经济的新一轮增长，学者们也通过宏观经济数据验证了金融发展在经济增长中不可忽视的作用。而一切经济活动的直接参与者——企业，对其所处外部金融市场的变化“感觉”则更加直接，金融体系的合理与否、金融发展水平的高低对于身处其中的企业将产生更直接的效应。林毅夫和姜烨[1]、林毅夫和孙希芳[2]、林毅夫等[3]提出的新结构经济学最优金融结构理论就直接指出了企业因所处产业、性质和规模的不同而存在不同的融资需求，资本市场所提供的金融服务也必须“因人而异”，所以适宜的金融结构是满足各类企业不同融资需求的基本条件；只有伴随实体经济发展而不断完善的金融体系结构，才能实现资本聚集、资金配置和分散风险的基本功能。我国经济市场化起步较晚，且目前正处于经济转轨阶段，因此，相较于成熟资本市场中的企业而言，我国企业在资本结构、融资顺序和融资方式上均表现出特殊性，那么当资本市场发生变化时，宏观的、综合性的市场变化如何作用于微观的企业行为？鉴于此，本文以我国上市公司为样本，通过探析金融发展水平对上市公司融资约束的影响路径和表现方式，从企业财务行为的直观变化揭示金融发展促进经济增长的微观机理。这有助于企业从微观层面更好地判断政府经济改革、政策改革的实质所在，从而提高对政策的理解和利用，最终通过对自身企业价值的提升实现金融水平的进一步发展。

二、文献回顾

现实社会中经济发展与企业价值增值总是相伴出现，但宏观环境变化与微观个体行为改变的衔接点却始终是无法打开的“黑匣子”。直到Coase[4]对交易费用的提及，才最终实现了将经济学发展引入到对企业的关注上来。从此，对企业外部融资行为的研究开始成为理论界的焦点。

Bester和Hellwig[5]通过实证分析发现，企业在进行外部融资时会遇到信贷配给现象，且该配给行为是长期性的、无法通过市场调节而消失。 Keeton[6]、Stiglitz和Weiss[7]则直接指出造成信贷配给现象的原因正是供求双方的信息不对称，而缓解这一现象的有效措施只能是不断完善资本市场。当对融资理论的探讨具体到企业层面时，企业面临的融资约束问题开始成为理论界和实物界共同关注的问题，将企业具体财务行为的改善置身于宏观经济社会发展，探寻经济发展、资本市场完善与企业微观行为间的关系开始成为企业理论新的研究方向。Diamond[8]首先指出金融市场发展具有缓解企业融资约束的功效，正是通过金融中介在收集企业信息方面存在的规模经济优势，有助于缓解市场中的信息不对称问题。 Rajan和Zingales[9]则将信息不对称的缓解归功于企业自身治理制度的完善，强调治理制度的完善是金融市场发展所带来的直接结果。 Levine[10]、Mckinnon[11]则在肯定Diamond[8]研究结论的基础上，从资源配置效率方面分析金融中介发展的影响，指出金融中介发展表现在数量和质量两方面，而这将直接增加资本市场资金的聚集量，实现资金的合理分配，最终影响企业可利用的外部资本； Hwang等[12]综合Diamond[8]、Levine[10]和Mckinnon[11]的研究指出，企业融资困境的产生是信息不对称和委托代理问题共同作用的结果，而金融发展可以通过提高资源配置效率推进企业投资，最终实现企业价值增值。

国内学者更偏好于通过数据模型验证上市公司价值与金融发展水平间的相关性。李增泉等[13]、饶华春[14]等、唐建新和陈冬[15]、沈红波等[16]、况学文[17]分别通过对不同性质、不同规模企业在一定时期内的数据与相关时期金融发展水平间关系的检验，验证了即使我国企业在融资行为上具有特殊性，但金融发展水平的提升仍然有助于减缓融资约束，特别是对民营企业缓解作用更加明显，但对具有政治关系的民营中小企业的作用不明显，这为本文选择样本数据提供了参考。朱凯和陈信元[15]从监督角度分析指出，金融生态环境的改善将使投资者更重视会计信息的整体质量，并据此决定资源配置。

可见，目前对于金融发展与企业融资约束关系研究多集中于两者关系的验证，上述文献均未能提供一个思路完整、逻辑清晰、反映金融发展作用于企业融资约束的机制及理论模型，也未能将宏观经济环境改善与企业可利用发展因素相结合，从微观视角探讨宏观经济政策作用于企业的实现路径。本文试图构建一个基于金融发展——资金供给和融资成本，反映金融发展作用于企业融资行为的理论模型，结合我国企业数据，从微观结构理论角度分析宏观经济政策影响企业融资行为和缓解融资约束的具体路径，以及对企业金融生态环境优化功能，据此评估宏观经济政策通过影响企业财务行为调控宏观经济的传导机制。本文一方面为宏观经济政策和区域金融发展在优化企业金融生态环境和缓解公司融资约束中所发挥的作用提供了经验证据； 另一方面为政府宏观经济政策的传导机制及其所产生的驱动效应提供了企业层面的微观证据。

三、模型、方法与数据

1.模型构建

对涉及融资约束的相关文献分析发现，运用销售加速模型可以通过对企业投资——现金流系数的判断进而对企业是否面临融资约束困境做出判断；在涉及企业融资约束程度测算问题上多采用托宾Q模型，该模型在销售加速模型的基础上，增加了一个新变量即反映企业未来市场价值和潜在投资机会的托宾Q值，以此进一步测算企业融资约束的程度。 学术界对托宾Q模型的应用目前存在较大的争议：一是该模型假设条件苛刻且Q值的选择缺乏一致性，当证券市场缺乏有效性时，实证检验中的托宾Q不可避免地存在严重的衡量偏误（Erickson和Whited，2000），该衡量偏误将导致统计推断失效。二是鉴于中国特殊的股权安排以及证券市场定价的偏离，托宾Q不能正确代表公司价值和投资机会（饶育蕾和汪玉英，2006）。结合本文研究的重点即通过构建模型探寻现实金融环境变化对企业融资约束的影响，因此，需要强调的是：一是外部市场必须是非完全竞争，市场中存在信息不对称现象，不同融资方式存在不同的融资成本，且存在税收优势。二是假设企业已经存在融资约束困境。鉴于此，本文试图将以欧拉方程模型为基础，通过添加相关变量来揭示现实金融环境对企业融资约束的影响机制。

欧拉方程模型由Bond和Meghir（1994）所提出，假定企业价值达到最大化时，对模型求一阶导数并以此作为推导最优投资方程的基础。本文在已有研究结论即金融发展可以降低市场不完全性的基础上，在欧拉方程模型中增加反映金融发展水平的交互变量，在控制其他变量的前提下专门分析该变量变化时企业投资的影响，通过对投资总量的变化判断企业可用净现金流的充裕程度。企业净现金流越充裕其投资行为受资金约束的可能性就越小，即企业面临融资约束困境的可能性就越小。为了考察金融发展对企业融资约束的影响， 在选择衡量金融发展的指标时参照Demirguc-Kunt和Maksimovic[16]做法，将抽象的金融发展具体为金融中介发展与股票市场发展。Laeven[17]研究表明，金融发展与投资对主营业务收入敏感程度的交互乘积项系数显著为负时，说明外部资本市场发展可以减轻企业投资对内部现金流的依赖程度。鉴于此笔者提出如下假设：

假设1：金融发展水平越高，企业所受的融资约束越低。

构建模型：

（IS）i，t=β0+β1（IS）i，t-1+β2（IS）2i，t-1+β3（CFS）i，t-1+β4（DS）i，t-1+β5（CFS）i，t-1×FD+β6（CFS）i，t-1×FIN+β7（CFS）i，t-1×STK+ωi+γi，t（1）

其中，I为企业投资支出，用企业对固定资产投资所支付的现金表示；S为销售收入，S=当年主营业务收入/当年平均固定资产总额；CF为经营活动产生的现金流量净额，CF=现金及现金等价物的净增加额-筹资活动产生的现金流量净额-投资活动产生的现金流量净额；FIN为衡量金融中介发展的指标，FIN=MZ/GDP+贷款总额/GDP；STK为衡量股票市场发展指标，STK=股票市值/GDP+交易量/GDP+交易量/股票市值；FD是衡量金融发展的指标，FD=FIN+STK；5为金融发展与投资对主营业务收入敏感程度的交互乘积项系数；6为金融中介发展与投资对主营业务收入敏感程度的交互乘积项系数；7为股票市场发展与投资对主营业务收入敏感程度的交互乘积项系数。以FD与CF的交互变量来衡量金融发展对企业融资约束的效应。其中，以FIN为衡量金融中介发展的指标，STK为衡量股票市场发展指标，FD是衡量金融发展的指标， 5为金融发展与投资对主营业务收入敏感程度的交互乘积项系数，

SymbolbA@ 6为金融中介发展与投资对主营业务收入敏感程度的交互乘积项系数，

7为股票市场发展与投资对主营业务收入敏感程度的交互乘积项系数。以FD与CF的交互变量来衡量金融发展对企业融资约束的效应通过式（1）可知，金融发展水平的决定因素主要是金融中介与股票市场，其系数β5直观反映了金融发展水平与投资对主营业务收入敏感性的相关性。若β5显著为负，则表示金融发展改变了企业资本结构，使企业可以通过增加外部融资实现可用净现金流的增加，说明金融发展优化企业的外部资本市场，缓解了企业融资约束；反之则表示金融发展对企业资本结构没有影响，企业可用净现金流增加促进内部融资增加。

金融发展对企业最直接的影响往往表现为更为充足的现金流，使企业可用于投资的现金流增加，可以在技术革新、研发创新和新兴领域等方面增加资金投入，未来为企业带来更大的收益。在假定销售收入稳定增加和内部留存收益比固定的前提下，更多的现金流应得益于外部资本市场的供给。因此，需要进一步探求融资约束与融资结构间的关系，通过企业资本结构的变化判断企业可用资金的主要来源，最终判断金融发展是否有助于企业更容易从外部资本市场获取资本。以银行借款与企业权益负债额所占资本总额的比重代表企业的融资结构并提出如下假设：

假设2：企业融资约束困境影响其自身的银行借款行为，且两者存在负相关关系。

构建模型：

Y（CQ，DQ）=β0+β1C+β2S+β3Si+β4P+Ye+ε（2）

其中，Y为银行借款，Y=（长期借款+短期借款）/公司负债和权益总和；C为企业现金持有量，用以衡量融资约束水平，C=当年现金及现金等价物/上年总资产；CQ为银行长期借款，CQ=长期借款额/公司负债和权益总和；DQ为银行短期借款，DQ=短期借款额/公司负债和权益总和；Si为公司规模，用公司当年年末总资产的自然对数表示；P为企业盈利能力，P=当年净利润/当年总资产；Ye为虚拟变量控制年份。通过模型（2）可知，系数β1直观表现了企业资本结构对企业现金流敏感度的影响，若β1 显著为正，则说明企业面临的融资约束越严重，能从外部资本市场获取的资本就越有限；反之，若金融水平进一步发展，外部资本市场随之发展，信息不对称问题进一步缓解，则企业从银行获得资本越容易。

Y（CQ，DQ）=（2）

其中， Y表示银行借款，C为企业现金持有量用以衡量融资约束水平，S为销售收入，Si为公司规模，P为企业盈利能力，Ye为虚拟变量控制年份。通过（2）可知，系数β1直观表现了企业资本结构对企业现金流敏感度的影响，若β1 显著为正，则说明企业面临的融资约束越严重，能从外部资本市场获取的资本就越有限；反之，若金融水平进一步发展，外部资本市场随之发展，信息不对称问题进一步缓解，则企业从银行获得资本更容易。

2.计量方法

为避免因变量滞后项作为解释变量而导致的解释变量内生性问题，保证待估参数的无偏性和一致性，本文将采用动态面板广义矩法（GMM）对模型进行估计。鉴于两步GMM估计的标准差通常存在向下偏倚，虽然可以通过Windmeijer（2005）调整而减小，但这种调整会导致GMM估计量的近似渐进分布不可靠。应用中更偏好于一步GMM估计量，避免解释变量的内生性问题。

采用一步GMM估算法增加了水平方程矩阵约束条件的数量，为保证新增变量的有效性需要进行Sargan检验。而对于GMM估计量是否有效可行，则参照Bondetal（2001）的检验办法，即将GMM估计值分别与固定效应估计值及混合OLS估计值比较。由于混合OLS估计通常严重高估滞后项的系数，而固定效应估计则一般会低估滞后项的系数，因此，如果GMM估计值介于两者之间，则GMM估计是可靠有效的。

3.样本及数据来源

鉴于数据的可信性和可获取性，本文选择2007—2012年沪深两市A股上市公司为研究对象，考虑到不同类型的企业对金融发展的敏感性不同，将样本数据进一步缩小为制造类企业。这是由于相较于金融与房地产等行业领域投资的特殊性，制造业企业的投资主要集中于固定资产，这更能体现实物投资的不可逆性，从而保证研究结论的一般适用性。而且，就制造业企业占A股上市公司较高的比重而言，制造业企业在我国沪深两市A股上市公司中的比例很高，具有较强的代表性。在此基础上对原始样本数据进行二次筛选：剔除2007—2012年处于*ST、ST或者FT状态的上市公司；剔除未连续5年披露相关数据的公司和出现了异常数据的公司，以保证所选公司会计指标的可靠性和相关性。经过上述筛选最终得到研究样本3 375个。本文所使用的数据来源于CCER数据库、《中国金融年鉴》和《中国统计年鉴》。

4.变量描述性统计

对所得到的样本数据进行财务变量的描述性统计，如表1所示。

在表1中，通过对制造业上市公司投资支出均值的比较可以判断，样本中大部分公司投资支出所占比重还是比较大；由于样本数较多且企业间在规模、性质等方面存在较大差异，因此，制造业上市公司间主营业务收入的差异较大，表现为主营业务收入与投资支出比值的标准差较大为0.6025。虽然经营现金流净额均值与中位数相差不大，但最大值和最小值之间的差距较大，这直观体现了我国上市公司间财务状况具有多样性。而通过对银行借款指标的分析可以发现最小值与最大值间也存在较大的差距，这表明我国上市公司间并非具有相同或是想似的资本结构，甚至可以说企业间融资结构差异明显。进一步分析银行借款中长短期借款比可以发现，长期借款占比均值 0.1611明显高于短期借款占比均值0.0424，说明大多数企业长期借款占比在 0.1500以上，与长期借款占比相比短期借款占比低很多，这也说明我国银行与企业间发生的借贷行为以长期借款居多。

四、实证结果与分析

1.金融发展对融资约束水平影响的分析

对模型（1）的估算结果如表2所示。从表2可见可知一阶系统GMM估计的Sargan值为25.0480、P值为0.1960，说明模型选取的工具变量有效。残差自相关AR（1）为-6.9750，P值为0.0000；AR （2）为-0.7680，p值为0.4901，说明一阶差分方程中的残差项通过了检验不存在二阶自相关，模型（1）设定是合理的。为进一步判定GMM估计是否有效，将对被解释变量的滞后项一阶系统GMM估计值进行判定，看其是否处于混合OLS估计值与固定效应模型估计值之间，从表2可知0.1460<0.5440<0.7430，因此，在研究中选取的GMM估计是有效的。

通过表2可以看出，无论是混合OLS估算、固定效应估算还是GMM估计，金融发展与企业现金流的交叉项的系数分别为-0.0310，-0.0320，-0.0380，都为负，且分别在5%和10%的水平上显著。这表明金融发展水平的提高降低了企业投资的信息不对称问题，拓宽了企业的融资渠道，有利于企业从外部资本市场获取更多的资金，从而扩大投资规模或增加投资领域，而这又将增加企业内部资金。当外部资金流与内部资金流同时增加时，企业面临的融资困境将有所缓解。因此，证明本文所提出的假设1成立。

2.融资约束与企业资本结构关系分析

我国上市企业间的资本结构存在较大差异，而这种差异的存在可能与不同企业面临的融资约束困境程度有关。如表3所示，反应企业融资约束与银行借款行为相关性的系数为-0.0396， 且在10%水平上显著，与长期借款和短期借款相关性分别为0.0025和-0.0814，且具有统计显著性，通过相关性检验说明融资约束水平与企业资本结构具有相关性。文章将进一步对模型 2 进行回归分析。

进一步对模型（2）进行回归分析，结果如表4所示。

从表4可知，用以衡量融资约束水平的企业现金持有量C的t值为-2.1600，且在5%水平上显著，这说明企业面临的融资约束程度与银行借款比例间存在负相关性，假设2成立。这说明当企业面临融资约束困境的程度越高，试图从银行获取所需资本的困难也越大，反之当企业融资约束困境缓解时，获得银行借款也随之容易。进一步分析，当企业处于融资困境时其资金来源，从表6可知销售收入的t值为-1.6100，在 10%水平上显著，说明销售收入与银行借款间存在负相关关系，即当企业销售收入增加且外部融资较困难时，企业更偏好于内部融资，以缓解企业对外部资本市场的依赖性。必须指出的是公司规模Si的t值为7.5200，在 99%区间内显著，说明公司规模与银行借款间正相关，公司规模越大越容易从银行获得借款，这与现实情况相符。鉴于大规模企业的抗风险能力较强，银行往往更偏好于对大规模、国有性质的企业放贷。

回归性检验证明了融资约束与银行借款间存在负相关关系，但本文构建模型（2）的目的是为了探明金融发展对企业融资行为的具体影响，有必要对银行借款进行更细致的划分，即分别验证企业长期借款、企业短期借款与融资约束间的关系，结果如表5所示。用以衡量融资约束水平的企业现金持有量C与银行长期借款关系的t值为-0.3500，但两者关系并不显著，这说明企业是否面临融资约束以及程度如何，与该企业能否从银行获得长期借款不存在明显的相关性。但企业现金持有量与短期借款之间的负相关关系却非常显著，其t值高达-4.5700，且在99%区间内显著，这说明企业融资约束水平与企业银行短期借款间存在显著的负相关关系。

结合我国经济转轨时期的特殊性分析，可知现阶段我国金融发展水平虽然有较大幅度的提升，但整体水平仍处于不发达阶段，这必然导致资本市场交易双方存在信息不对称现象，对于资金供给方的银行而言，在选择长期贷款对象时必然考虑对方的抗风险能力和未来还款能力，企业的规模、性质和未来发展趋势势必成为银行主要的判定因素；而对于短期资金的供给由于时间较短，无论是在风险控制还是还本付息方面，均处于银行可控范围内。因此，现阶段相较于长期贷款而言，我国银行更偏好于对企业进行短期放贷。作为资金需求者的企业而言，在我国资本市场尚未发展成熟的阶段，外部资本市场虽然可以提供企业发展所需资金，但资金成本相较于内部融资而言较高，且在资金数量、用途等方面均受到限制。因此，现阶段我国企业更偏好企业内部融资，只有当出现短期内的资金短缺时才会向银行进行短期贷款。但可以肯定的是，随着我国金融市场水平的不断提高，未来资本市场发展将更加完善，价格所包含的潜在的、可供使用者判断的有用信息将更加丰富，这将有效改善市场参与者间的信息不对称问题，最终降低交易成本，使供给者的多余资金能投入到更有效的领域，而对于资金需求者将通过外部融资渠道的扩展而为企业赢得更多的投资机会。而且较高的金融发展水平将扩大资金供给者的范围，这将更有利于民营、中小规模企业的进一步发展。

五、结 论

本文以2007—2012年上市公司中的制造业企业为样本数据，通过对外部宏观经济环境变化影响企业财务行为的探析，考察了金融发展作用于企业融资约束的路径与机理。实证发现：

首先，金融发展实现了金融中介和金融市场的发展，这也是金融环境变化作用于企业的主要途径。金融市场的发展降低了企业投资的信息不对称问题，减少了企业家在融资中抽取的信息租金。而金融中介的发展则直接拓宽了企业融资渠道，有助于解决中小企业和民营企业外部融资难的困境。可以说，金融发展减小了企业内外部融资成本差异，使企业融资行为不再局限于企业内部，有效缓解了上市公司投资的融资约束问题。

其次，融资约束的变化将直接影响企业资本结构的变化，当企业面临的融资约束越不明显，企业的银行短期借款融资越容易。这也进一步证明金融市场发展有助于企业短期内迅速解决因资金流不足而导致投资不足问题。

最后，我国现阶段金融发展对企业长期借款结构改变不明显。虽然金融发展直接表现为金融市场发展，理论上将减轻信息不对称问题，使资金供给者能根据资本市场相关财务数据及时规避风险，扩大对企业长期资本的放贷。现阶段政府虽然采取了一系列金融改革也取得了一定的成效，但我国金融发展整体水平仍然较低，这就意味着即使通过扩展金融中介使企业面临的融资约束一定程度降低了，但是金融市场中存在的信息不对称问题仍较为严重，参与交易的供求双发仍然无法通过对市场上提供的、可用信息的判断做出有效的决策。对银行而言长期借款回收期长、资金收回风险大、成本高，所以银行不偏向对企业进行长期借贷。这也进一步证明金融发展有助于企业短期内迅速解决因资金流不足而导致投资不足问题，但长期资本的获取仍有待于金融水平的整体提升。

本文一方面为宏观经济政策和区域金融发展在优化企业金融生态环境和缓解公司融资约束中所发挥的作用提供了经验证据； 另一方面为政府宏观经济政策的传导机制及其所产生的驱动效应提供了企业层面的微观证据。

可见，在中国转型经济的特殊制度背景下，金融整体发展水平的提高是有效解决企业融资约束的关键所在，也是政府金融改革的目标，未来我国金融改革的重点应在提高金融发展深度的同时实现区域金融水平的整体提升。

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（责任编辑：刘 艳）