债务保守、财务柔性与企业投资挤出效应

于 欢，李芸达，张三峰

（1.江苏理工学院 商学院，江苏 常州 213001；2.南京信息工程大学 商学院，江苏 南京 210044）

一、引言

近年来在宏观经济政策“去杠杆”的背景下，一些财务激进的企业纷纷由于资金链断裂出现困难，或出售优质资产以断臂求生，或因股权质押失去公司控制权。在这样的大背景下，债务保守的财务政策越来越受到企业的重视。优秀企业不仅体能够抓住投资机会，在顺境中快速成长，更应该居安思危，在逆境中穿越经济周期。债务保守的财务政策恰是企业穿越经济周期，实现逆势成长的重要条件。

在资本结构的理论研究中，对债务保守的关注由来已久。至少从Miller（1977）［1］开始，很多文献就开始注意到有些企业看上去放弃了巨额的债务税盾收益而选择低杠杆的现象。Graham（2000）［2］通过估计税收函数的方法研究发现，很多企业明显保守地使用债务，而这些企业都是大型的、盈利丰厚、流动性良好、预期财务困境成本很低的优秀企业。按照主流的权衡理论，这些企业具有较强的债务融资能力，本应具有更高的最优负债率。那么，企业债务保守的原因是什么呢？

在权衡理论的框架内，一些研究认为债务保守的存在可能是传统的权衡理论低估了破产成本（Almeida and Philippon，2007）［3］。Titman（1984）［4］认为直接破产成本实在很小，但间接破产成本可能大得多。另一些研究则从非债务税盾的角度出发，解释企业为什么没有充分利用债务税盾效应。DeAngelo and Masulis（1980）［5］的研究提出由于企业固定资产折旧、投资税收抵免以及净营运亏损等非债务税盾的存在降低了企业实际的边际税率，对债务融资形成了“替代效应”。随后的实证研究也证实了这种观点（Graham and Tucker，2006；王亮亮和王跃堂，2015、2016）［6，7，8］）此外还有一些研究分别从代理理论（Iona et al.，2004）［9］、融资约束理论（Bessler et al.，2013）［10］，以及“深袋”（deep-pocket）理论（Zingales，1998）［11］等角度对企业的债务保守进行了解读。

越来越多具有启发性研究成果的出现并没有消除人们的困惑，终结对企业债务保守的争论。在理论研究众说纷纭的同时，部分研究开始转向实践领域，通过调查研究的方法获得企业实际负债决策的关键影响因素，以期对理论研究有新的启发。Graham and Harvey（2001）［12］针对美国公司CFO的调查研究发现，在企业实际的债务发行决策中，财务柔性（financial flexibility）是首要考虑的因素，这个发现随后被Bancel and Mittoo（2004）［13］和 Brounen et al.（2004）［14］针对欧洲国家 CFO的调查研究所证实。李悦等（2008）［15］针对中国上市公司财务行为的一项问卷调查中也发现，财务柔性是大多数样本公司债务融资决策的重要影响因素。Gamba and Triantis（2008）［16］认为具备财务柔性的企业有能力低成本地获取或重组其财务资源，在面对负向冲击时可以避免财务困境，同时能够为未来可能出现的投资机会融资。融资约束是财务柔性的前提，对于一个随时可以获得融资支持的企业来说，财务柔性的价值就小得多。对财务柔性的考虑会系统性地影响企业的财务政策，促使企业在资本结构决策时考虑如何通过保守的债务使企业具备足够的事后柔性，抓住投资机会或避免负面冲击造成的财务困境成本。金融危机后，财务柔性的概念又被重新强调，受到理论与实务界的重视，一些研究也开始不断地从财务柔性的视角出发研究企业的财务行为。本文的研究拟从财务柔性的视角对企业的债务保守进行解读，研究债务保守是否起到了为企业提供财务柔性，降低融资约束，缓解企业投资挤出效应的作用。

在没有融资摩擦的MM世界中，企业可以为任何有利的投资机会融资，任何可能增加企业价值的资产购买行为都能够得到融资的支持，企业的价值与融资方式的选择无关。但现实世界中市场摩擦的存在，使企业的投资不能在一阶最优水平上进行，从而受到融资约束的制约。显然对于融资约束企业来说，对于给定的融资获得能力，企业会权衡将有限的资金在不同资产上的配置，以实现价值的最大化。此时，不同类型的投资之间就此消彼长的竞争关系，如对于企业两类重要的投资——资本支出与商业信用供给来说，就存在“投资挤出效应”。投资挤出效应的存在是企业在面临融资约束的情况下，投资扭曲的一种表现形式，是投资增加的机会成本。企业当然可以通过获得更多的外部融资来缓解在资产选择上的痛苦权衡过程，但企业能够在多大程度上获得外部融资的支持不仅取决于外部融资环境，也受到企业自身财务政策的影响。这是本文的研究的主题，我们试图重点回答的问题是企业能否通过债务保守的方式实现缓解投资挤出效应，降低投资扭曲的目的，进而回答债务保守是否起到了为企业储备财务柔性的作用。本文研究的基本框架如图1所示：

图1 本文研究框架

本文的研究利用中国A股非金融上市公司2004-2012年的数据研究发现：企业资本支出与商业信用供给之间存在显著的投资挤出效应，投资挤出效应在货币政策紧缩时更为显著，而金融发展水平的提高缓解了投资挤出效应，该结果说明融资约束是企业投资挤出效应存在的前提。进一步的研究发现企业通过债务保守储备的财务柔性能够起到降低融资约束，从而显著地缓解投资挤出效应的作用。利用金融危机作为外生冲击事件的稳健性检验表明，金融危机的发生使企业的投资挤出效应变得更为显著，而企业通过在危机前保持债务保守的方式能够在金融危机发生时显著地缓解投资挤出效应。本文的结论证实了债务保守的财务柔性假说。

本文研究意义在于：首先，资本结构研究被称为财务研究中理论与实践差距最大的领域（Graham and Harvey，2001）［12］，而债务保守是 “资本结构之谜”（The Capital Structure Puzzle）（Myers，1984）［17］的重要组成部分，对债务保守的研究对推动资本结构理论的发展有重要的价值。本文的研究从债务保守对投资挤出效应缓解作用的角度证实了债务保守的财务柔性假说，丰富了债务保守研究的相关文献。其次，Marchica and Mura（2010）［18］，de Jong et al.（2012）［19］，及 Ferrando et al.（2017）［20］等研究了在正常情况下债务保守提供的财务柔性对企业资本支出投资水平的影响。曾爱民等（2013）［21］、Arslan-Ayaydin et al.（2014）［22］分别在2008金融危机与1997年东南亚金融危机的背景下，研究了财务柔性对企业融资与资本支出投资的作用。鉴于商业信用供给对企业的重要作用，于欢（2016）［23］的研究在2008年金融危机的背景下，从商业信用供给的角度研究了财务柔性对企业投资下降的缓冲作用。本文的研究延续了这一类文献并进行了拓展，从缓解企业资本支出与商业信用供给间投资挤出效应的角度拓展了财务柔性作用机制和路径的研究。第三，从实际应用价值的角度，本文的研究对企业更好地完善财务政策，抓住未来可能的投资机会，降低投资挤出效应，实现价值最大化，以及应对外界各种可能的冲击有一定的启发。

二、理论分析与研究假设

假设在某时刻有两种类型的投资：I1、I2，I1表示企业在商业信用供给上的投资，I2表示资本支出投资。投资的收益函数分别表示为：TR、TP，都为一阶导大于零，二阶导小于零的凹函数，满足TR′＞0，TP′＞0，TR″＜0，TP″＜0。假设企业有内部资金OCF，企业的财务赤字DEF=I1+I2-OCF。设企业的外部融资成本函数为 TC，满足 TC′＞0、TC″＞0。

设企业的目标函数为V，V=TR（I1）+TP（I2）-TC（DEF），企业的最优化问题表示为：

将（1）式中的约束条件带入目标函数，分别对I1、I2求导，可得最优化的一阶条件：

（3）式的经济含义是：企业将资金在商业信用供给和资本支出间进行分配，直至二者的收益在边际上相等，且都等于企业外部融资的边际成本。

（一）商业信用供给与资本支出间的投资挤出效应

假如存在对产品市场的外部冲击，比如准入门槛的降低，新竞争者的进入等，或者产品市场摩擦的增加，市场竞争变得更加激烈。这些外部冲击促使企业更加依赖商业信用供给作为市场竞争的手段，服务于企业扩大市场份额、提高市场占有率的需要，表现为商业信用供给投资边际收益MR的提高。因此，最优化一阶条件（3）式变为：

从（4）式可以看出，企业这时需要增加对商业信用供给的投资，才能实现价值的最大化。问题是企业如何解决额外商业信用供给增加的资金来源，从（4）式可以看出，来源有两个：一是企业通过外部融资的方式，二是降低企业计划的资本支出水平，将原计划对资本支出的部分资金重新分配到商业信用供给上。假设企业首先选择通过外部融资的方式解决融资，显然伴随着企业外部融资的不断增多，外部融资的边际成本提高，（4）式变为：

对（5）式来说，显然此时企业通过降低计划资本支出投资的方式融资更优，伴随着资本支出投资的减少，资本支出边际收益提高，这时企业会重新采用外部融资的方式。这个过程不断持续，直到最优化的一阶条件（3）式重新得到满足。

从以上的分析可以看出，从外部冲击打破最初的均衡开始，到企业寻求外部融资，到企业利用降低资本支出投资的方式融资，到均衡的重新实现。在新的均衡状态下，企业的商业信用供给增加、外部融资增加，同时企业的资本支出投资降低，因此商业信用供给对资本支出产生了“投资挤出效应”，反之亦然。因此，可以得出需要验证的第一个研究假设：

假设1：商业信用供给与资本支出之间存在“投资挤出效应”，二者负相关。

（二）债务保守对投资挤出效应的缓解作用

企业受到的融资约束程度，会由于企业自身财务政策的不同而产生差异。在其它条件相同的情况下，负债水平较低的企业较之高负债企业具有更低的风险水平、更低的财务困境成本，进而更低的外部融资成本。Almeida et al.（2011）［24］的理论研究表明，企业通过前期降低财务杠杆的方式可以降低企业的财务困境成本和融资约束。DeAngelo and DeAngelo（2007）［25］在关于企业财务柔性的理论分析框架中，认为低杠杆是企业实现财务柔性的重要手段。同时，一系列的实证研究也表明，企业通过保守的债务政策储备的未使用债务能力能够使企业在需要时以更低的成本获取更多的债务融资，以满足企业投资支出的资金需要（Marchica and Mura，2010；de Jong et al.，2012；Arslan et al.，2014）［18，19］［22］。

假设企业的外部融资边际成本MC是企业负债水平（DEBT）的函数，表示为：

由以上分析可得：

（7）式表示随着企业负债率的上升，企业的边际外部融资成本是递增的。因此对（4）式来说，负债水平更低的企业会优先选择或更多地选择通过外部融资的方式来满足投资增加的资金需要，从而缓解了企业的投资挤出效应。因此，可得研究假设2：

假设2：债务保守企业商业信用供给与资本支出间的投资挤出效应更小，债务保守可以起到缓解投资挤出效应的作用。

三、实证研究设计

（一）实证回归模型

为了验证假设1，关于商业信用供给与资本支出投资间的挤出效应，设置如下实证模型：

模型（8）中，被解释变量为企业的资本支出，CAPXit表示企业i在t年的资本支出。主要的解释变量为企业的商业信用供给（TCit），如果投资挤出效应存在，则系数β1应显著为负。控制变量包括公司规模（SIZEit）、市账率（MBit）、现金流（OCFit）、固定资产比重（TANGit）、公司年龄（AGEit）。εit为误差项。

为了进一步验证投资挤出效应在国有与民营企业间的差异，设置如下模型：

9式中，变量STATE为表示企业产权性质的虚拟变量，主要关注交互项的系数。同时，将样本整体根据企业的产权性质分为国有与民营两个子样本，分别使用两个子样本对模型（8）进行回归，观察并比较主要解释变量商业信用供给（TCit）的显著性及大小。控制变量同模型（8）。

为了验证研究假设2，关于企业通过债务保守是否能够对投资挤出效应产生缓解作用，设置如下模型：

10式中的被解释变量为资本支出（CAPXit），主要的解释变量为企业的商业信用供给（TCit）、债务保守虚拟变量（DCit）和二者的交互项（DCit×TCit）。主要观察交互项的系数及显著性，如果实证结果符合研究假设的预测，则交互项系数β3显著为正，表明企业通过债务保守可以实现投资挤出效应的缓解作用。控制变量同模型（8）。

（二）变量定义与样本选择

本文的数据来自国泰安（CSMAR）数据库，根据需要采集了2004-2012年的数据作为研究样本。并且：（1）剔除了金融类上市公司；（2）剔除了数据缺失的公司数据；（3）剔除了负债率小于零及大于1的公司。共得2004-2012年的11 466个观察值的非平衡面板数据。为克服极端值的影响，对变量进行了1%和99%水平的winsorize处理。

“金融发展”指标数据来自王小鲁等（2017）［26］的《中国分省份市场化指数报告》，选取了市场化指数中的“金融业市场化”指标作为“金融发展”的度量。为了验证货币政策的变化对商业信用供给与资本支出间挤出效应的影响，借鉴饶品贵、姜国华（2013）［27］等关于货币政策变化对企业经济行为影响的研究，设置货币政策紧缩虚拟变量（M），如果年份为2004、2006、2007和2010则界定为货币政策紧缩年，MP=1，否则为0。表1给出了变量的定义与计算方法。

表1 变量定义与计算

（三）描述性统计与相关性分析

表2 描述性统计表

表3为主要变量的相关性系数表。

表3 相关性系数表

从表中可以看出，资本支出（CAPX）与商业信用供给（TC）的相关性系数为负，说明了资本支出与商业信用供给的负相关关系，商业信用供给与资本支出间存在投资挤出效应。

四、实证结果与分析

（一）投资挤出效应分析

本部分主要的目的是检验假设1关于企业商业信用供给与资本支出间的投资挤出效应。使用所选择的样本对模型（8）进行回归，结果见表4所示。回归方法使用了面板数据的固定效应方法，P检验和husman检验显示，固定效应（FE）的回归方法更合适。为处理可能的异方差问题，在回归中使用了异方差稳健的标准差，并在公司层面上聚类。

表4 投资挤出效应

从表4中可以看出，商业信用供给（TC）的系数为负，且在1%水平上显著，说明了商业信用供给与企业资本支出投资之间负相关，存在此消彼长的关系，商业信用供给与资本支出之间存在投资挤出效应。假设1得到实证检验的支持。

第二、三列分别使用了不同产权性质企业的子样本对模型（8）进行回归，回归结果显示商业信用供给变量（TC）的系数都为负，且都在1%水平上显著。说明在不同的产权性质企业中，商业信用供给与资本支出间的投资挤出效应都存在。第四列的回归增加了产权性质虚拟变量（STATE），以及与商业信用供给变量（TC）的交互项。回归结果显示，交互项系数为负，但只有在25%水平上才显著，因此基本可认为商业信用供给与资本支出间的挤出效应在不同产权性质企业间没有显著差异。可能的原因是，对民营企业来说，面临更严重的融资约束，因此民营企业的边际外部融资成本会更高；但同时，对面临更激烈市场竞争的民营企业来说，也更依赖商业信用供给作为竞争手段，因此商业信用供给的边际效益可能相对更大。综合这两点造成了实证中投资挤出效应在不同产权性质企业间没有表现出显著差异。

（二）货币政策、金融发展对投资挤出效应的影响分析

融资约束是企业投资挤出效应存在的根源，也是企业债务保守发挥作用的着力点和基本路径。因此，在论证债务保守对企业投资挤出效应的缓解作用时，需要首先明确融资约束对企业投资挤出效应的影响。以下部分利用影响企业融资约束程度的外生冲击变化来验证融资约束对投资挤出效应的影响，随着外生冲击的变化，企业投资挤出效应相应改变，进而间接验证了融资约束对投资挤出效应的影响。本文选择了货币政策和金融发展水平变化两个角度进行研究，回归结果见表5、表6。

表5 货币政策对投资挤出效应的影响

从表中可以看出，主要的解释变量商业信用供给（TC）的系数在1%水平上显著为负，说明了投资挤出效应存在；货币政策紧缩虚拟变量（M）的系数在14%水平上显著为负，说明在货币政策紧缩时期企业的投资水平降低；而货币政策虚拟变量与商业信用供给的交互项（M×TC）系数为负，但只在17%的水平上才显著。最后两列分别使用了货币政策紧缩时期与宽松时期的子样本进行回归，结果显示货币政策紧缩时期的商业信用供给系数的绝对值比宽松时期稍大，分别为0.0835、0.073，且都在1%水平显著。综上可以得出结论：投资挤出效应在货币政策紧缩时变得更为显著。在稳健性检验中将使用其它方法度量的货币政策紧缩虚拟变量来继续探讨这一问题。

接下来分析金融发展水平的影响，以验证关于金融发展水平是否对投资挤出效应产生缓解作用。回归方法同上，结果见表6。

表6 金融发展水平对投资挤出效应的影响

从表第一列可以看出，金融发展与商业信用供给的交互项（FD×TC）系数在1%水平上显著为正，第二列的金融发展虚拟变量商业信用供给的交互项（DFD×TC）系数在1%水平上显著为正，第三、四两列根据金融发展水平虚拟变量对样本进行划分，并分别使用不同子样本对实证模型（8）进行回归，结果显示金融发展水平高的地区商业信用供给（TC）系数的绝对值更小。以上实证结论说明了伴随金融发展水平的提高，融资约束的降低，投资挤出效应得到有效地缓解。

（三）债务保守对投资挤出效应的缓解作用分析

本部分验证假设2，关于企业是否能够通过自身的财务政策（债务保守）的构建有效地缓解商业信用供给与资本支出间的投资挤出效应。与以上回归分析不同的是，本部分实证分析所选数据的样本区间为2007-2012。由于需要验证的是企业债务保守能否起到缓解投资挤出效应的作用，假如企业在2004-2006三年间的有息负债率都低于行业20%分位数，则可界定为债务保守企业，因此债务保守策略发挥作用更多地应在2007-2009期间及以后，或者说需要检验2004-2006期间的债务保守企业在2007-2009期间是否可以有效地缓解挤出效应。将全部样本分为三个区间：2004-2006、2007-2009、2010-2012，因此，2007-2009期间的债务保守企业为2004-2006连续三年有息负债率小于行业20%的企业。使用本文所选样本对模型（10）进行回归，回归方法同上。回归结果见表7。

表7 债务保守对投资挤出效应的缓解作用

从表第一列可以看出，商业信用供给（TC）的系数在1%水平上显著为负，说明了挤出效应的存在；债务保守虚拟变量（DC）的系数为正，说明债务保守企业的资本支出投资相对更多，但只在23%水平上显著；债务保守虚拟变量与商业信用供给变量的交互项（DC×TC）系数在5%水平上显著为正，第三、四两列分别使用债务保守与非保守子样本对模型（8）进行回归，结果显示债务保守子样本的商业信用供给（TC）系数绝对值差不多为非保守企业的一半，分别在5%和1%水平上显著。上述实证结果说明债务保守企业相对非保守企业而言的投资挤出效应更小，验证了假设2关于企业债务保守可以有效地缓解商业信用供给与资本支出间投资挤出效应的假设。第二列，将债务保守虚拟变量替换为现金持有虚拟变量（CC），用来观察除债务保守以外的其它财务手段，在缓解投资挤出效应上是否具有同样的效果。回归结果显示，现金持有虚拟变量与商业信用供给的交互项（CC×TC）系数为负，且不显著。说明企业通过现金持有的方式可能并不能起到保守债务相同的政策效果，不能实现对投资挤出效应的有效缓解，该结论也证实了DeAngelo and DeAngelo（2007）［25］的理论中关于现金持有不适合作为企业构建财务柔性有效工具的假说。

五、稳健性检验

本部分的稳健性检验从以下两个方面进行：一是，使用了其它方法衡量的货币政策以及金融发展水平指标；二是，基于金融危机的背景检验企业债务保守对投资挤出效应的缓解作用的影响。

（一）主要变量的其它度量方法

1.货币政策紧缩其它度量方法：基于银行家调查报告

对于货币政策到底属于紧缩还是宽松的准确界定，在学术界缺乏共识，在学术研究中也没有公认的统一明确的方法。在本文的稳健性检验中，对货币政策的描述还使用了中国人民银行的“银行家问卷调查”的结果。银行家问卷调查是中国人民银行与国家统计局合作于2004年建立的一项季度性调查。中国人民银行调查统计司和国家统计局服务业调查中心双方共同负责调查问卷的编制、调查方案和调查指标体系的制定、计算方法的确定，中国人民银行调查统计司负责银行家调查的具体实施、数据分析以及调查报告的撰写等，调查结果由中国人民银行和国家统计局共同对外发布。

调查采用全面调查与抽样调查相结合的方式，对我国境内地市级以上的各类银行机构采取全面调查，对农村信用社采取分层PPS抽样调查，全国共调查各类银行机构3100家左右。调查对象为全国各类银行机构（含外资商业银行机构）的总部负责人，及其一级分支机构、二级分支机构的行长或主管信贷业务的副行长。饶品贵、姜国华（2013）［27］等的实证研究都使用了该调查问卷中关于宏观经济状况以及货币政策取向的数据。

本文使用“银行家信心指数（INDEX1）”“货币政策感受指数（INDEX2）”两项指标作为货币政策紧缩的度量指标。银行家信心指数是银行家对于宏观经济整体信心的反映，为判断本季度经济形势“正常”的银行家占比与预期“正常”占比的算术平均数。即在全部调查的银行家中，通过调查认为本季度经济状况“正常”的比例与认为下季度“正常”的比例，然后将二者相加后平均。显然该指标越大，则代表货币政策越宽松，反之则说明货币政策越紧缩。《银行家问卷调查报告》中还报告了被调查的银行家中认为当前货币政策“过松”“偏松”“适度”“偏紧”“过紧”的比例，货币政策感受指数的计算为本季度货币政策“偏松”、“适度”的占比，在分别赋予权重1和0.5后求和得出。显然，该指数越大则表示货币政策越宽松，而越小则表示货币政策越紧缩。以上述两个指标为基础的回归结果见表8。为节省篇幅稳健性检验中只汇报了主要解释变量的回归结果，没有给出控制变量的回归结果。

表8 使用银行家信心指数、货币政策感受指数的回归结果

表8的前两列为使用“银行家信心指数”的回归结果，分别使用了面板数据的固定效应和随机效应。从回归结果可以看出，商业信用供给（TC）的系数为负，且在1%水平上显著。银行家信心指数与商业信用供给的交互项（INDEX1×TC）系数为正，且在5%水平上显著，说明了指数越大，货币政策越宽松，则挤出效应越小。后两列为使用“货币政策感受指数（INDEX2）”的回归结果，也同样汇报了固定效应与随机效应的回归结果，可以看出货币政策感受指数与商业信用供给的交互项（INDEX2×TC）系数为正，但不显著。

2.使用“市场化进程指数”作为“金融发展”的替代变量

本部分的稳健性检验使用“市场化进程指数（FD1）”作为金融发展水平的替代性衡量指标，“市场化进程指数”除了包含“金融市场化程度”外，还包含了“政府与市场关系”“中介组织发育与法律”等内容，显然这些方面都对企业面临的融资约束程度有一定的影响，因此，使用“市场化进程指数”具有一定的合理性。同时，同上部分的实证分析一致，根据“市场化进程指数（FD1）”设置了相应的虚拟变量——DFD1，当FD1大于中位数时为1，否则为0，分别表示市场化进程水平高、低。表9汇报了相应的回归结果。

表9 使用“市场化进程指数”的检验

从表9的回归结果可以看出，市场化进程指数与商业信用供给的交互项（FD1×TC）系数为正，且在1%水平上显著，说明伴随着市场化进程的提高，商业信用供给与资本支出投资间的挤出效应降低。第二列使用市场化进程虚拟变量的回归显示，市场化进程虚拟变量与商业信用供给的交互项（DFD1×TC）系数为正，且在1%水平上显著。最后两列分别使用DFD1=1和0，即市场化进程高和低两个子样本进行回归，结果显示商业信用供给（TC）的系数为负，都在1%水平上显著。且使用DFD1=1的样本回归得到的商业信用供给（TC）的系数绝对值为0.0330，而使用DFD1=0样本的回归系数绝对值为0.0755，是DFD1=1的样本回归结果的两倍。因此，上述回归结果说明了金融发展水平的提高能够通过缓解融资约束降低投资挤出效应。

（二）基于金融危机冲击的检验

本部分以金融危机冲击为背景检验假设2关于企业债务保守对投资挤出效应的缓解作用，基本思路是金融危机作为外生冲击事件造成了企业经营环境的恶化，在危机的环境下企业面临的融资约束可能会变得更为严重，这时投资挤出效应会变得更加显著。对于在危机前采取债务保守的企业来说，可以通过融资约束的降低缓解投资挤出效应。本部分的稳健性检验主要关注两个问题：一是在金融危机期间，投资挤出效应是否更加严重，二是危机前以债务保守的企业是否在危机期间投资挤出效应相对更小。因此，本部分的检验将样本区间限定在2008金融危机前后的各三年，共六年的时间范围，即2005-2007，及2009-2011。定义金融危机虚拟变量CRISIS，危机前为0，危机期间为1。同时定义债务保守虚拟变量（DC）为在2005-2007连续三年企业的有息负债率低于行业20%分位数为1，否则为0。实证结果见表10。

在表10中，分别使用固定效应、随机效应和混合OLS三种方法进行了回归，豪斯曼检验显示固定效应更合适。第一列为固定效应的回归结果，从表中可以看出，商业信用供给的系数为负，在1%水平上显著挤出效应存在；金融危机虚拟变量系数为负，在1%水平上显著，说明金融危机期间，企业的投资下降；金融危机虚拟变量与商业信用供给的交互项（CRISI×TC）系数为负，在14%的水平上显著，基本可以认为在金融危机期间投资挤出效应变得更显著；而金融危机虚拟变量、商业信用供给及债务保守虚拟变量三项的交互项（CRISI×TC×DC）系数为正，在1%水平上显著，说明了企业通过债务保守储备的财务资源可以在金融危机期间缓解商业信用供与资本支出间的挤出效应。

表10 基于金融危机冲击的检验

六、研究结论

本文利用中国A股非金融上市公司的数据，研究发现：企业的商业信用供给与资本支出间存在显著的投资挤出效应，而企业利用债务保守方式储备的财务柔性可以显著地缓解投资投资挤出效应。进一步从金融发展水平和货币政策的角度，研究发现金融发展水平的提高能够显著地缓解投资挤出效应，而在货币政策紧缩时期，企业融资约束程度的增强则显著地强化了投资挤出效应。利用金融危机作为外生冲击事件的稳健性检验发现在金融危机期间投资挤出效应更为显著，而在危机前通过债务保守储备财务柔性的企业可以在危机发生时显著地缓解金融危机对投资挤出效应造成的负面影响。本文的研究结论证实了债务保守的财务柔性假说，丰富了债务保守、企业资本结构决策影响因素，以及财务柔性研究的相关文献。