企业战略对融资约束的影响 及机理研究

胡刘芬

一、引 言

融资是企业最基本的财务活动之一，企业融资可分为内源融资和外源融资两大类，在完美的金融市场环境下这两类融资渠道可以相互替代，然而现实中各种因素会导致外源融资的难度和成本远远高于内源融资的难度和成本，融资约束问题因此产生。据中国企业家调查系统发布的《2017·中国企业经营者问卷跟踪调查报告》显示，虽然国家采取了调整货币政策以及优化金融生态环境等一系列政策措施使企业融资状况得到了一定程度的改善，但融资难和融资贵的问题仍然十分突出，在关于“当前企业经营发展中遇到的最主要问题”调查中，31.7%的企业家选择了“资金紧张”，排在19 个选项中的第六位，且企业平均筹资成本高达8%以上。由此可见，融资困境是我国企业经营过程中必须面对的普遍难题，融资约束已经成为阻碍企业健康发展乃至一国经济可持续增长的桎梏，该现象也引起了中央政府及各级部门的高度重视。这意味着探讨中国特殊制度背景下的融资约束问题不仅是出于理论研究的需要，同时还具有很强的实践指导价值。

企业与外部投资者之间的信息不对称和委托代理冲突是导致融资约束的两大关键因素(Myers 和Majluf，1984；Fazzari 等，1988)。学者们主要基于前者展开研究，当外部投资者无法掌握企业真实的运营或财务状况时，企业对外筹资就会受阻，或者必须付出更高的筹资成本。部分文献考察了企业信息披露的程度和质量对外部投资者信息集及融资约束的影响(曾颖和陆正飞，2006；李姝等，2013)，还有部分文献探讨市场中介机构在挖掘企业内部的未公开信息、鉴证和散播企业对外报告的公开信息方面的功能，以及由此对提高企业融资效率的影响(宫义飞和郭兰，2012)。此外，少数学者从代理冲突角度研究公司治理水平对企业融资成本的影响(蒋琰，2009)。然而，上述研究均聚焦于企业层面影响融资活动的某个特定要素，却忽略了这些影响要素本身很可能都是由企业战略决定的。公司战略可定义为公司的长期目标以及为保障这些目标实现而采取的具体行动计划和资源配置方式(Chandler，1962)。由此可见，战略决策是企业内部一切经营及财务行为的源头和起点，所有经营管理活动均是为实现战略目标服务的，企业战略不同，其在盈利模式、经营特点和组织结构方面均存在明显差异。已有研究表明，战略对企业风险特征、投资效率、会计信息质量及经营绩效等均具有显著影响(孙健等，2016；王化成等，2016；Bentley 等，2013；Hambrick，1983)。但是，作为企业内部最重要基础环境的战略决策，其对会计及财务行为的作用尚未得到学术界的充分关注，而这恰恰是近年来公司财务实践的热点议题(王化成等，2011)。由此产生一个有趣且颇有意义的研究方向：战略是否影响企业融资行为？如果答案是肯定的，其内在的机理和影响路径又是什么？如何克服特定战略类型下的融资约束问题？对这些问题的解答有助于人们进一步理解影响企业融资活动的更深层次因素，揭示企业战略与财务管理活动之间的互动关系。为此，本文以2008—2017 年间在上海、深圳证券交易所上市交易的全部A 股公司为样本，实证检验公司战略是否以及如何作用于企业的融资活动，并试图寻找特定战略背景下缓解融资约束的有效途径。

本文的主要贡献体现在如下三个方面：第一，战略决策作为企业经营的基础环境，是决定公司内部一系列活动的关键要素。自Miles 等(1978)对战略类型进行划分后，学者们开始尝试从财务视角对公司战略的经济后果展开研究，但现有文献关注重点在于战略类型对经营绩效、纳税筹划、股价崩盘风险、投资活动、会计信息特征等的影响(Hambrick，1983；Bentley 等，2013；Higgins 等，2015；Habib 和Hasan，2017；王化成等，2016；刘行，2016；孙健等，2016)，本文考察战略激进度与融资行为之间的关系，拓展了企业战略领域的研究层次，为进一步探索企业战略如何作用于财务管理实践奠定了良好的基础。第二，现有研究基于信息不对称理论和委托代理理论，主要从信息报告质量、公司治理水平以及国家法律金融政策等角度考察企业融资约束的影响因素(Botosan，1997；Himmelberg 等，2002)，却忽略了不同战略环境下企业融资行为的差异性，我们探讨企业战略对融资约束的影响有助于人们深入理解融资行为背后的深层次逻辑，弥补现有文献的不足。第三，本文不仅检验战略类型与企业融资的相关性，而且剖析了公司战略影响融资状况的情境因素及内在机理，此外还探究了激进战略背景下融资约束的缓解途径，深化了战略决策与企业行为之间互动关系的研究。

二、理论分析与研究假设

（一）企业战略与融资约束

在理想的资本市场，企业能够以合理成本轻松筹集到其发展所需的全部资金，然而现实市场环境包含各类交易摩擦和信息不对称因素，加上公司内部治理不完善等的影响，导致公司的外源融资渠道受阻或必须承担高昂的外部融资成本，严重影响了企业的投资效率和可持续发展。Fazzari 等(1988)指出，融资约束问题形成的内在逻辑在于企业与外部投资者之间的信息不对称和委托代理冲突。具体到企业战略，我们参照Miles 等的研究，将战略类型划分为防御型、分析型和进攻型三类①为了更清晰地说明问题，具体分析时我们主要对比战略链条两端的防御型和进攻型战略对企业融资行为的差异性影响，由于分析型战略同时具备防御型和进攻型战略的特征，其对财务管理活动的作用效果也应该介于二者之间，所以本文对此不再做过多赘述。，认为不同战略决策对公司融资行为的影响主要体现在以下三个方面。

第一，与防御型战略相比，进攻型企业的经营风险和不确定性更大。进攻型企业是一类追求改变和突破的组织结构，以创新和差异化为目标导向，对外部环境变化具备超强的敏锐性和洞察力。为了发现和抓住新的发展机遇，他们会持续关注未曾涉猎的市场领域、不断寻找新的市场机会并研制新的产品类型，在投资决策上更热衷于研究开发、产品创造和市场拓展等冒险性业务。如果成功，这些领先于同行的创新行为模式能够给企业带来快速增长的机会；一旦失败，企业将会遭受巨额损失。因此，其最终结果具有很大的不确定性(Miles 等，2003)。与此相反，防御型企业更加看重产品结构和客户群体的稳定性，向特定的市场领域提供有限种类的产品或服务，其竞争优势在于通过大规模生产同质化产品，以降低运营成本、提高生产效率并提供优质的售后服务。在投资方面，其更倾向于改进现有产品的功能和质量以及加强固定资产的更新改造和精简生产流程等，很少研发新的产品或开拓新的市场。这类企业的增长速度通常比较缓慢，但业绩波动性很小。此外，采取不同战略的企业在管理风格上也存在差异。与防御型战略相比，进攻型企业在挑选、评估和甄别投资机会以及后续项目实施阶段均缺乏详细的规划，因而很难获得与投资质量有关的充分信息、也无法对项目进行集中高效监控，这进一步加大了投资风险(Higgins 等，2015)。除了经营业绩风险，进攻型企业的资本市场表现也呈现很大的不确定性(Habib 和Hasan，2017)，这一方面源于企业内部运营的不稳定性，另一方面也反映了外部投资者对企业发展前景所持有的不确定态度，而经营业绩及市场绩效的波动又进一步加剧了企业与外部资金供给者之间的信息不对称，导致进攻型企业面临更严重的外源融资困境。

第二，每种战略类型企业的会计信息呈现不一样的特征。为了不断研制新的产品种类和寻求新的市场领域，进攻型企业需要更多的研究开发投入和市场开拓支出，但较差的盈利能力和获现水平导致内部资金供应有限(Hambrick，1983)，因此对外源融资产生了更大的需求。卢太平和张东旭(2014)认为，融资需求是影响企业利润操纵的关键因素之一。为了实现其激进的战略目标、满足迫切的融资需求并顺利筹得扩张所需的资金，进攻型企业更有可能实施盈余管理和美化财务报告的行为(孙健等，2016)。另外，进攻型战略特征决定了研发开拓对企业发展的重要性，企业内部各种治理机制也必须与之相匹配，比如在高管薪酬合同设计中需要考虑如何才能最大限度地激励管理层的创新行为和风险承担。在现实中，进攻型公司的高管薪酬合同更加注重长期视角，通常与资本市场业绩挂钩且在形式上以股票薪酬为主(Rajagopalan，1997)。已有研究表明，股权或期权在高管激励中占的比重越高，管理层操纵财务绩效的动机就越强烈(Bergstresser 和Philippon，2006)，所以相对于防御型战略，进攻型公司的管理层薪酬结构导致其进行业绩粉饰的概率和力度更大。再者，相比于防御型企业，进攻型战略的经营风险更高，其可能给企业带来极度优良或极其糟糕的业绩，而高管薪酬契约具有棘轮效应(Leone 和Rock，2002)，平稳的绩效能够比大幅度波动的绩效带来更优厚的报酬，因而在面对极端业绩时管理层常常会通过盈余管理来平滑利润，从而实现个人利益的最大化。此外，刘行(2016)还发现，战略越激进，公司越偏向于尽早确认“有利消息”，并推迟确认“不利消息”，即与其他战略类型相比，这些企业的会计稳健性程度较低。上述分析均表明，相较于防御型企业，实施进攻型战略的公司的会计信息质量较差，这相当于阻隔了外部利益相关者通过财务报告了解公司的路径，导致资金持有者投资该企业的意愿下降，除非投资者可获得相应的风险溢价；与此同时，该类企业就会产生融资困难或融资成本过高的问题。

第三，企业采取的战略决策不同，其股东与管理层之间的委托代理冲突也存在差异。进攻型企业热衷于开发差异化的产品和拓展新的市场区域，这些领先于同行业的创新性业务缺少可供参考的现成模式，且为了满足多样化经营的需要，其公司常常设立很多分散、复杂的子公司或职能部门来开展业务，致使企业内部组织结构缺乏稳定性，员工大多从外部招聘且离职率较高，高管更换相对频繁，这些均为设计和实施高效的内部控制体系增加了难度(Bentley 等，2013；孟庆斌等，2018)。内部控制是规范公司经营、约束高管和大股东权力的重要机制，如果内部控制失效或存在重大缺陷，就相当于为高管或大股东权力滥用制造了更多机会，他们更有可能为了谋取个人利益而做出有损公司整体价值的行为，因此相较于其他战略，进攻型公司会面临更严重的委托代理问题。再者，战略类型与管理层特征存在一定的匹配关系，进攻型战略更倾向于高投入和高风险的业务，与之相对应的管理风格应该是崇尚冒险和创新。刘刚和于晓东(2015)指出，进攻型企业的管理层多数为“性格强势、行为激进”的“老虎型”，而防御型企业的高管大多是“保守谨慎”的“猫头鹰型”。喜好风险的高管不仅在业务开拓方面表现得更为激进，而且在面对利益冲突时也通常持有更冒险的态度，比如这类管理层格外看重攫取私利的高风险行为可能带来的巨额收益，而会有意忽略相关的损失和代价，或者为自身的不正当行为寻找合适的借口，这使得处在信息劣势地位的股东不得不承担更高的代理成本。王化成等(2016)发现，由于缺少行业标杆，进攻型公司高管在投资策略失误时更容易推脱责任，管理层面临的惩罚也远远少于防御型公司所面临的相应处罚，导致采取进攻型战略的企业更有可能发生过度投资行为，这正是进攻型战略委托代理冲突的具体表现，该情形下外部投资者需要付出更多的监督约束成本或承受相应的剩余损失，而这些成本或损失最终均会以风险补偿的形式转嫁给进攻型企业，即企业为了顺利筹集资金必须承担更高的资金成本。综合上述分析，我们提出假设1。

假设1：在其他条件一定的情况下，企业战略越激进，其所面临的融资约束问题越严重。

（二）当前制度背景下企业战略影响融资约束的情境分析

在我国股票发行受到严格管制的背景下，企业融资的主要渠道为银行借款，而独特的金融体制决定了不同股权性质的企业在获取银行信贷资金方面的难易程度具有显著差异。国有企业在信贷资源分配中享受更多优待。与之相比，非国有企业在与金融机构的信贷关系中常常处于弱势和被动的地位，其面临的融资约束问题也更为突出。国有企业一般不受预算约束的影响(喻坤等，2014)，这种“预算软约束”的现象加上政府提供的隐形担保使得外部投资者更关注国家控股的身份(何孝星和叶展，2017)，而对其采取哪种战略以及战略实施效果如何较不敏感。同时，国有企业在遭遇运营或财务困境时可以得到政府各方面的支持，其承担和应对风险的能力强于非国有企业(邓可斌和曾海舰，2014)，即使其采取了进攻型战略，也能够通过整合各类资源最大限度地降低研发创新活动带来的业绩波动，外部利益相关者对其经营风险的容忍度也会更高。非国有企业在面临市场环境变化或财务危机时表现得极其脆弱，破产风险高且没有政府作为坚强后盾，激进的战略决策会带来更大的经营不确定性，降低了进攻型非国有企业吸引外部资金的能力。另外，与国有企业相比，非国有企业通常经营年份较短、管理规范程度较低、信息透明性较差、可抵押的资产有限以及市场关注不够(林毅夫和孙希芳，2005)，致使其与外部利益相关者之间的信息集存在很大差距，特别是当非国有企业采取进攻型战略时，其内外部信息不对称愈发严重，从而进一步加剧了其融资难和融资贵的问题。根据以上分析，我们认为战略类型对非国有企业融资行为的作用会异于国有企业，据此提出假设2。

假设2：在其他条件一定的情况下，战略激进水平对非国有企业融资约束的影响程度大于其对国有企业融资约束的影响程度。

政府通常对同一行业内所有企业实施统一监管，同行企业面临相似的外部环境且相关专业技术知识在企业间传播，致使每个行业在不同的生命周期阶段均会形成一套被大多数企业普遍认可的常规战略模式。然而，并不是每家公司都会选择与行业一致的战略。战略差异度反映了一家企业的战略决策偏离行业平均值的程度(Tang 等，2011)，采取偏离还是追随战略对企业融资行为会产生不同的影响。首先，企业选择与行业差距较大的战略时，其经营过程中需要在技术开发、资源分配、流程设计等方面更多地进行探索和尝试，而其潜在利益相关者不一定认可企业的战略定位，从而影响到企业向外部获取资源的能力和交易成本，最后的结果可能是取得极大的成功，也有可能遭受极大的失败，企业经营风险上升(Hiller 和Hambrick，2005)。其次，企业战略差异度越大，其商业模式越不容易被外部人理解，信息透明度降低，投资者了解企业的渠道减少，收集资料的难度和成本增加，无法根据行业常规标准判断企业未来发展前景，也很难通过其他竞争者的经营状况来评估其价值，即偏离行业常规战略会加剧企业与外部资金持有者之间的信息不对称(Carpenter，2000)。另外，根据上述分析，采取区别于行业常规战略模式的企业往往会面临更大的经营风险和信息不对称。一方面，为了平滑利润并实现自身业绩薪酬的最大化，其管理层有强烈动机通过盈余管理来操纵财务报表(王百强和伍利娜，2017)；另一方面，由于信息不透明导致外部人很难识别管理层隐藏或虚增利润的行为，从而为高管调节利润提供了更多机会。低质量的会计信息阻隔了外部人与企业之间的沟通路径，投资者要求的风险报酬溢价进一步提高。当企业选择进攻型战略并与行业常规模式相差较大时，战略激进度与差异度带来的影响可能相互叠加，最终导致企业面临的外部融资约束成倍增加。基于此，本文做出假设3。

假设3：在其他条件一定的情况下，与行业战略差异度较大时，战略激进水平对企业融资约束的影响效应更明显。

货币政策是各国政府对宏观经济实施调控的重要手段，货币政策对实体经济活动发挥调节作用的渠道主要包括两方面，分别是货币渠道和信贷渠道(Hubbard，1995)。货币渠道通过调节各类资产的价格进而影响货币资金的需求和供给，可细分为利率水平、汇率水平和其他资产价格等途径；信贷渠道通过调节借款者和放贷者的资产负债状况影响银行的信贷决策或直接作用于放贷者的信贷行为，具体包含资产负债表调整和银行信贷调节两种路径(Bernanke 和Gertler，1995)。与货币渠道相比，信贷渠道对微观主体行为的影响更直接和更迅速，通过信贷渠道能够将货币政策冲击迅速放大和传导至整个宏观经济体系，信贷市场摩擦对经济波动的解释作用更强(Romer 和Romer，1993；Bernanke 等，1998)。结合中国特殊的制度环境，国内学者的研究结论与国外一致，在利率未完全实现市场化的背景下，信贷渠道对央行货币政策调节效应的发挥仍然起主导作用(饶品贵和姜国华，2013)。在信贷渠道中银行扮演着关键角色，相比于西方发达的资本市场，中国资本市场发展历史短，各项制度尚未完善，企业通过发行股票或债券对外直接融资受到限制，因而对银行信贷资金的依赖程度更高，而银行信贷规模直接受到货币政策变动的影响(叶康涛和祝继高，2009)。当中央银行采取降低基准利率、降低存款准备金率等措施实施宽松的货币政策时，银行对外发放的贷款规模上升，企业从银行获取信贷资金相对容易，相反，若政府采取紧缩货币政策，银行贷款规模下降导致其在信贷资金配置时更具倾向性。李志军和王善平(2011)发现，当货币政策趋紧时，银行更可能将有限的资源分配给那些经营风险较低和信息较透明的企业，而不愿意将贷款投向经营不确定性较高和信息披露质量较差的企业，或者索取更高的利率。按照此逻辑推理下去，由于进攻型企业的经营风险高且信息不对称现象明显，与宽松货币政策相比，其在货币政策紧缩时受到的信贷排挤会更加严重，即趋 紧的货币政策进一步放大了战略激进度对融资约束的影响程度。根据上述分析设定 假设4。

假设4：在其他条件一定的情况下，宏观货币政策趋紧时，战略激进水平对融资约束的影响程度更大。

三、研究设计

（一）样本选择与数据来源

本文选取2008—2017 年间在上海、深圳证券交易所上市交易的所有A 股公司作为初始样本，并按照如下步骤对初始样本进行整理：(1)由于IPO 当年的融资约束水平和财务状况不具有可比性，因而我们将上市当年数据予以剔除；(2)金融行业融资方式和资本结构与其他行业差异较大，故删除金融类上市公司样本；(3)量化公司战略需要运用滞后五期的数据，因而删除上市不满五年的样本；(4)去除同时发行外资股的上市公司数据：(5)剔除配股、增发当年的数据；(6)删除被ST、*ST、PT 等财务状况异常的上市公司样本；(7)去除净资产为负数和数据不完全的观测值：(8)因为极端异常值可能导致研究结论存在偏差，本文遵照惯例对所有连续变量均采取上下1%的缩尾处理。最后，用于实证检验的样本涉及1723 家上市公司和8089 个公司-年份观测值。企业层面财务数据源自CSMAR 数据库，缺失部分尽量通过查找上市公司财务报告或RESSET 数据库进行补充。

（二）变量定义与模型设计

1. 融资约束程度的衡量

Fazzari 等(1988)发现，当外部融资困难或成本较高时，公司的投资支出不仅取决于投资机会，而且严重依赖于自身经营活动创造的现金流量，即存在融资约束问题的企业通常具有较高的投资现金流敏感度，他们指出投资现金流敏感性可以作为度量企业融资约束程度的代理变量。但是，Kaplan 和Zingales(1997)得到不同的结论。他们认为，企业面临的融资约束水平和投资现金流敏感性之间并不是严格的递增关系，企业对投资现金流敏感性高，不一定意味着其遭受严峻的外源融资困境，投资现金流敏感性不是衡量企业融资约束的可靠方法。Moyen(2004)和屈文洲等(2011)的研究进一步证实了该观点。

为了更客观地量化企业面临的融资约束水平，Kaplan 和Zingales(1997)创建了KZ 指数，该指标在后续研究中得到广泛运用(魏志华等，2014)。基于此，本文同时选择经营活动创现能力、现金股利派发情况、现金持有状况、财务杠杆水平和公司增长潜力五个方面因素建立KZ 指数来测算企业外源融资受限的严重程度。其具体做法如下：(1)分别按照经营活动净现金流量(Cashflow)/上期末总资产、现金股利派发额(Dividend)/上期末总资产、现金持有额(Cash)/上期末总资产、资产负债率(Lev)、托宾Q 值(TobinsQ)的年度中位数分类得出五个分指标的数值，当样本公司Cashflow 小于年度中位数时，kz1 赋值为1，否则取0；当Dividend 小于年度中位数时，kz2 取值为1，否则为0；当Cash 小于年度中位数时，kz3 取1，否则取0；当Lev 大于年度中位数时，kz4 赋值为1，否则取0；当TobinsQ 大于年度中位数时，kz5 取1，否则为0。(2)将五个分指标相加得到总指标，即KZ＝kz1+kz2+kz3+kz4+kz5。(3)以KZ 为被解释变量，以Cashflow、Dividend、Cash、Lev 和TobinsQ 为解释变量，利用序次逻辑回归(Ordered Logistic Regression)方法进行回归，得到各解释变量的回归系数。(4)将回归系数值与各样本解释变量相乘即可测算出每家上市企业每年度的KZ 指数，该数值越大，说明公司面临的融资约束困境越严峻。

由序次逻辑回归结果(见表1)可知，Cashflow、Dividend、Cash 的回归系数均显著为负值，Lev 和TobinsQ 的回归系数显著为正，说明经营活动创现能力不足、现金股利派发水平低、现金持有量少、财务杠杆高以及公司增长潜力大的企业存在更严峻的外部融资约束现象。根据表1 可得KZ 指数的测算公式：

表1 KZ指数回归结果

2. 企业战略的度量

本文借鉴Bentley 等(2013)的方法，选取企业六个方面的特征指标共同构建一个离散型变量来度量公司战略。(1)创新投入力度。与防御型战略相比，进攻型公司倾向于开发新产品和开拓新市场，该类型公司会有更多的创新行为和研发投入(Hambrick，1983)，因而本文采用研发支出占营业收入的比重进行度量。(2)员工工作效率。与防御型战略相比，进攻型公司的组织绩效通常较低，因此实现同等销售规模需雇用较多的员工(Thomas 等，1991)。对此，本文采用员工人数与营业收入的比重进行度量。(3)公司增长速度。相比防御型企业，选择进攻型战略的企业通常拥有更多的增长机会，因而本文采用销售收入增长率度量。(4)市场开拓成本和内部管理费用。相较于防御型战略，进攻型企业会投入更多精力在市场拓展上，组织结构更为分散和复杂，导致其内部管理费用较高，因而本文采用营业费用和管理费用占营业收入的比重度量。(5)组织稳定性。与防御型战略相比，进攻型公司的员工任期较短且离职率较高，组织稳定性较弱(Miles 等，2003)，因而本文采用员工人数的波动性来度量。(6)资本密集程度。进攻型企业通常具有较高的技术、人力资本密集程度以及较低的资本密集度，因而本文采用固定资产占总资产的比重来度量。

借鉴以往文献(Bentley 等，2013；王百强等，2018)，我们进行如下设定。首先将上述六个特征指标按照过去五年进行移动平均。其次，对每个年份-行业样本按照每个指标过去五年的平均值从小到大平分为五组，对于前五个指标，最小组赋值为0 分，次小组赋值为1 分，以此类推，最大组赋值为4 分；对于第六个指标的赋值方式正好相反，最小组赋值为4 分，次小组赋值为3 分，最大组赋值为0 分。最后，针对每个公司-年份观测，将六个指标的得分加总，得到一个取值区间为0～24 分的离散型变量Strategy；Strategy 变量值越大，说明公司战略激进程度越高，越倾向采取进攻型战略，而Strategy 值越小，说明战略激进度越低，越接近防御型战略。

3. 企业战略影响融资约束的实证检验模型

为了检验不同战略背景下企业融资状况的差异性，本文建立如下多元回归模型：

其中，被解释变量KZ 指数反映融资约束问题的大小；解释变量Strategy 度量企业战略的激进程度(若Strategy 回归系数显著为正值，说明企业战略越激进，其面临的融资约束困境越严峻，假设1 成立；若Strategy 回归系数未通过显著性检验，则表明战略类型对企业融资状况无明显影响)。

本文参考现有研究成果选择了以下控制变量：(1)流动比率(Liquidity)。企业资产流动性越好，对短期负债的保障程度越高，陷入财务危机的可能性越小，投资者对其现金周转就越有信心，也更愿意将资金投入此类企业。(2)资产负债率(Lev)。负债比率或杠杆水平越高，说明债务负担和未来偿债压力越大。为了避免自身利益受损，外部资金持有者投资该类企业的意愿下降，该类企业后续对外融资难度增加。(3)企业规模(Asset)。与大规模企业相比，小企业无论在综合实力还是在担保体系和市场声誉等方面均处于劣势，并且小企业因为信息披露机制不健全以及受市场关注不够导致公司与外部投资者之间的信息不对称更严重，故企业规模对融资约束产生负向影响。(4)所有权性质(NSOE)。国有公司在政府的支持下更容易获得发展所需的各类资源，其中就包括政府帮助企业拓宽融资渠道(Eng 和Mak，2003)，并且预算软约束进一步缓解了国有企业的融资约束现象。因此，与国有企业相比，我们预期非国有企业融资更困难。(5)机构投资者持股(Institution)。机构投资者持股一方面能够向外界传达公司质量良好的信号，使外部利益相关者获得更多企业信息(Cornett 等，2007)，另一方面专业的机构投资者会积极参与企业的经营管理，这有助于提高公司治理水平，降低委托代理成本，从而对融资活动发挥积极正面的作用。(6)盈利水平(ROA)。企业当前盈利水平低下意味着未来偿付债务的能力较弱，投资人可能遭受投资失败的风险，且Healy 等(1999)发现盈利水平越低的公司通常信息披露质量越差，因而盈利水平与企业融资约束负相关。(7)增长能力(Growth)。企业历史增长速度越快，投资者据此推断其未来也具有良好的发展潜力，从而投资该企业的可能性增加。(8)市场风险(Volatility)。股票的市场波动风险越大，投资者要求的资金回报率也相应越高，从而加大了公司外部权益融资的成本(Sharpe，1964)。除此之外，我们还控制了年份及行业哑变量。各变量内涵及计算方法如表2 所示。

表2 变量内涵及计算方法

四、实证检验结果

（一）描述性统计

表3 列示了主要变量的描述性统计结果，KZ 指数的平均值为1.436，标准差(2.354)大于平均值，表明我国各上市企业面临不同程度的融资约束问题。Strategy 在0到23 之间波动，平均值和中位数分别为10.993 和11，标准差为3.928，说明不同企业选择的战略类型存在较大差异，这为我们实证检验公司战略与融资行为的相关性提供了很好的机会。NSOE 平均值为0.433(即在本文研究样本中，43.3%为非国有企业观测值，56.7%为国有企业观测值)。其余变量的统计结果在此不再赘述。

表3 各变量描述性统计

（二）实证结果分析

本文运用模型(2)对假设1 进行实证检验，结果见表4。其中，第(1)列控制了除年份行业之外的所有变量，第(2)列和第(3)列依次加入年份哑变量和行业哑变量。在该三列中Strategy 的回归系数均为正值，且显著性水平至少为5%，说明战略类型对企业融资状况具有明显影响，采取激进的战略决策会加剧企业的融资约束问题，假设1 得到证实。在控制变量中，Lev、NSOE 和Volatility 的回归系数均显著为正，意味着资产负债率越高、非国有企业以及股价波动性风险越大的企业面临更为严峻的外源融资困境；而Liquidity、Asset、Institution、ROA 和Growth 的回归系数显著为负，表明增加资产流动性和规模、吸引机构投资者入股以及提高公司的盈利水平和增长速度均有助于向利益相关者传达企业运营或治理质量良好的信号，进而有助于改善企业的融资行为，即流动比率越高、资产规模越大、机构投资者持股越多、盈利水平越好以及增长速度越快的企业对外筹集资金的能力越强。这些结果均符合我们的预期。

表4 企业战略与融资约束

续表4

五、稳健性检验①限于篇幅，本文未制表列示稳健性检验的回归结果。

（一）重新度量融资约束

第一，参考魏志华等(2014)的方法，我们删除资产负债率Lev 指标，仅以剩余四个指标来构造KZ 指数，得到 KZ1 = -11.481Cashflow -48.052Dividend -8.380Cash+0.596 TobinsQ，重新对模型(2)进行回归，Strategy 的回归系数为0.014 且在1%水平上通过显著性检验。

第二，不使用本文样本进行回归，直接按照Kaplan 和Zingales(1997)的公式构建KZ 指数，即 KZ2= -1.002C ashflow -39.368 Dividend-1.315Cash+ 3.139 Lev+0.283TobinsQ ，Strategy 的回归系数仍然显著为正值。综合上述两点，说明重新构建KZ 指数后本文的研究结论无实质性变化。

第三，根据Fazzari 等(1988)的研究，运用投资现金流敏感度来衡量融资约束，并考察战略类型对企业投资(Investamount)与经营净现金流量(Cashflow)之间关系的影响②企业投资为资本支出额并采用上年末总资产进行标准化，其中资本支出额=购建长期资产支付的现金+经营租赁支付的现金-处置长期资产收回的现金净额；经营净现金流量同样运用上年末总资产进行标准化处理；控制变量Age 为公司经营年限，其余变量定义与模型(2)相同。。基础回归结果显示Cashflow 的系数为0.119 且在1%水平上显著，这意味着公司投资额不仅仅取决于潜在投资机会，还明显依赖于内部经营活动创造的现金流量，表明我国上市公司普遍面临外源融资困境；HStrategy①HStrategy 为战略激进度哑变量，根据企业战略Strategy 变量的中位数对全样本进行分组，其中大于中位数的样本划入战略激进度较高组(HStrategy＝1)，其余归入战略激进度较低组(HStrategy＝0)。的系数显著为正值，说明企业越是采取激进的战略决策，其资本投资力度越大，这与Miles 等(1978)的战略分类标准相一致。进一步加入Cashflow 与HStrategy 的交乘项进行回归，结果表明Cashflow× HStrategy 的回归系数在5%水平上显著为正，说明激进型战略进一步提高了企业投资对经营净现金流量的敏感性，即选择激进的战略类型会加剧企业的融资约束问题。

（二）重新量化企业战略

参照王化成等(2016)的做法，使用无形资产/总资产替代研发支出占营业收入的比重来衡量企业的创新投入力度，再结合其他五个方面的特征指标构建企业战略Strategy1 变量；或者直接剔除研发支出占营业收入的比重，仅采用剩余的五个指标来量化企业战略决策(Strategy2)。这样，重新按照模型(2)进行实证检验，Strategy1 和Strategy2 的回归系数均为正值且显著性水平为1%。此外，我们还将离散型Strategy 变量替换成HStrategy 哑变量，HStrategy 的系数显著为正。这说明运用其他方法重新度量企业战略未对本文结论产生影响。

（三）解决内生性问题

企业战略的制定和融资活动可能同时受到其他未识别因素的影响，且公司融资行为也可能反作用于企业战略，因而本研究可能受内生性问题的干扰。为了提高结论的稳健性，我们参考王化成等(2016)和孟庆斌等(2018)的研究，选取行业年度战略均值(Strategyav)和经济区位(Area)作为工具变量，采用两阶段最小二乘法重新检验企业战略与融资约束之间的关系。其中，Strategyav 为企业所在行业全体样本同年度的战略均值，均值越大表明行业整体的战略决策越激进，基于行业环境对企业的引导作用，我们预期该变量对企业战略Strategy 变量产生正向影响。Area 反映了公司所属的经济版图，根据国家经济发展的整体规划，我国经济版图由西部大开发、东北振兴、中部崛起和东部率先②西部大开发板块包含新疆维吾尔族自治区、宁夏回族自治区、广西壮族自治区、内蒙古自治区、西藏自治区、甘肃省、青海省、陕西省、云南省、贵州省、四川省、重庆市；东北振兴板块包含吉林省、辽宁省、黑龙江省；中部崛起板块包含江西省、山西省、安徽省、河南省、湖北省、湖南省；东部率先板块包含海南省、广东省、福建省、浙江省、江苏省、山东省、河北省、北京市、天津市、上海市。四个经济发展水平依次上升的区域组成。本文参照王化成等(2016)的研究，按这四个版图分别将Area 赋值为1、2、3、4③我们也尝试将Area 设为虚拟变量，其中处在经济发展水平较低的西部大开发、东北振兴区域公司Area 赋值为0，处在经济发展水平较高的中部崛起和东部率先区域公司Area 赋值为1，回归结果不变。。一般来讲，经济发展水平越高的地区法律制度越完善，外部环境越稳定，在这样的成熟市场，上市公司经过长时间的发展已经形成了相对固定的商业模式，而开发新产品或拓展新市场需要打破现有的经营方式，机会成本较高；而对于经济发展水平越低的地区，其产业竞争格局尚未完全形成，市场成熟度偏低，企业只有不断探索和创新才能适应外部环境的快速变化，据此我们推断，其经济区位Area 对Strategy 变量会产生负向影响。同时，我们认为行业年度战略均值和经济区位不会直接影响企业的融资活动。相关性检验Partial-F 值为25.11 且P 值等于0.0000，拒绝了本文所选为弱工具变量的原假设。过度识别Hansen-Sargan J检验中chi2 为0.256(p＝0.6129)，接受了两个工具变量均为外生的原假设。这说明我们选择行业年度战略均值和经济区位作为工具变量无论在理论上还是统计上都是合理的。工具变量法第一阶段回归结果显示行业年度战略均值Strategyav 与企业战略Strategy 显著正相关，经济区位Area 与企业战略Strategy 显著负相关；由第二阶段回归可知，控制内生性后Strategy 的系数在1%水平上显著为正，结果与表4 保持一致。

另外，我们还运用倾向性得分匹配法(PSM)对配对样本进行检验。PSM 检验可分为五步：第一步，根据行业、年度和资产规模构建企业选择激进战略决策的概率模型并利用本文样本回归估算出选择模型系数。第二步，按照估算出的系数计算每家企业选择激进战略决策的概率得分。第三步，运用一对一的无放回匹配规则，为每个战略激进度较高的样本(处理组)挑出概率得分与之最接近的战略激进度较低(控制组)的观测值作为配对样本，最终配对成功样本为7244 个。第四步，绘制匹配后处理组与控制组的倾向性得分值密度分布曲线，结果表明两组样本倾向性得分值的密度分布趋于一致，这意味着匹配后两组样本的异质性较弱，基本上去除了样本的选择偏误，满足共同支撑假设；利用pstest 进行平衡假设检验，结果显示匹配后的P 值均大于0.1，说明处理组与控制组在行业、年度和资产规模上均不存在明显差异，本文的倾向性得分匹配满足平衡假设。第五步，利用配对成功的7244 个样本再次对模型(2)进行回归，回归结果符合本文的预期，本文结论稳健。

六、进一步分析

（一）中国当前制度背景下企业战略与融资约束关系的情境检验

1. 股权性质

为了考察不同股权性质下企业战略对融资行为影响的差异性，我们按照实际控制人背景将全样本划分为非国有企业组和国有企业组，并分别对两组子样本中战略决策与融资约束之间的关系进行检验，结果列于表5。其中，非国有企业组Strategy 的回归系数为0.028 且在1%水平上通过了显著性检验，国有企业组Strategy 的回归系数为 -0.002 但不显著，Chow test 检验F 值为9.72，表明两组样本中Strategy 的回归系数确实有明显差别，这意味着不同类型企业下战略类型对融资行为的影响效果迥异，与国有企业相比，采取激进战略决策的非国有企业会遭遇更加严重的融资约束问题，假设2成立。

表5 企业战略与融资约束关系的情境分析之股权性质

2. 战略差异度

企业选择的战略类型与行业常规模式接近或是相差较大时，战略激进水平对融资活动可能产生不同程度的影响。为了验证该设想，本文首先构建战略差异度StrategyDifference 指标来衡量一家企业的战略决策偏离行业平均值的程度，具体计算方法为企业战略得分减年度行业平均值后再取绝对值。然后，根据StrategyDifference的中位数将全样本分为两组，大于中位数的样本被划入与行业战略差异度较大组，小于中位数的样本为与行业战略差异度较小组，并分别运用模型(2)对两组子样本进行回归，表6 展示了检验结果。战略差异度较大组Strategy 回归系数在10%水平上显著为正，相比而言战略差异度较小组Strategy 的系数值较大但显著性稍弱，Chow test 检验F 值为0.79 且不显著，即两组回归结果并不存在明显差异，假设3 不成立，说明外部资金持有者决定是否投资于一家企业以及索要多高报酬率时更多地关注企业自身的战略激进程度，而很少考虑该战略决策是否偏离行业常规模式，这从侧面印证了上文观点，企业制定的战略类型会影响其对外融资状况，且该影响与行业整体战略无关。

表6 企业战略与融资约束关系的情境分析之战略差异度

3. 货币政策

由于进攻型企业的经营风险高且信息不对称现象明显，与宽松货币政策相比，其在货币政策紧缩时受到的信贷排挤会更加严重，趋紧的货币政策进一步放大了战略激进度对融资约束的影响程度。为了对此观点进行验证，我们参考陆正飞和杨德明(2011)的研究来构造货币政策(Monetarypolicy)变量，计算方法为M2 增长率减去GDP 增长率与CPI 增长率之和，并按照Monetarypolicy 中位数对全体样本进行分组，小于中位数的样本归入货币政策紧缩组，其余为货币政策宽松组。接下来分别对两组样本进行实证检验，结果见表7。货币政策紧缩组Strategy 的回归系数为0.012 且显著性水平为5%，货币政策宽松组Strategy 回归系数虽然也为正值但未通过显著性检验，Chow test 检验F 值进一步验证了两组系数的明显差异，说明与货币政策宽松时期相比，当中央银行实施趋紧的货币政策时，采取激进型战略的企业对外筹集资金的难度和压力更大，假设4 被证实。

表7 企业战略与融资约束关系的情境分析之货币政策

（二）企业战略影响融资约束的内在机理分析

1. 影响企业风险承担水平

战略越激进，企业开展研究开发、产品创造和市场拓展等冒险性业务的力度越大，这些业务给企业经营造成的不确定性越大(Miles 等，2003)。与此同时，创新活动的特点决定了进攻型企业在筛选投资机会以及项目实施阶段均很难制定详细的规划，也难以获得与投资质量有关的充分信息及对项目实施密切监督，从而加大了投资风险(Higgins 等，2015)。此外，由于内部运营不稳定以及外部投资者对企业发展前景持有的怀疑态度，导致进攻型企业在资本市场上也表现出更大的不确定性(Habib 和Hasan，2017)。这些均加剧了企业与外部资金供给者之间的信息不对称，导致进攻型企业会遭遇更严峻的外部融资困境。为了验证企业风险承担水平在战略类型影响融资约束中所起的中介效应，借鉴Faccio 等(2011)的研究，我们采用公司盈利能力的波动性来度量企业风险(Risk)，本文分别以过去五年经行业年度平均值调整的总资产报酬率和净资产报酬率的标准差(设为Risk1 和Risk2)来度量企业经营绩效的波动，以过去五年经行业年度平均值调整的股票收益率标准差(Risk3)来衡量公司的资本市场风险，构建模型(3)以检验企业战略对风险承担水平的影响，而模型(4)在模型(2)的基础上加入企业风险变量。其具体回归模型如下所示，其中变量TobinsQ 为托宾Q 值，其他变量定义同上。

该检验结果见表8。在表8 中，前两列以Risk1 作为企业风险的度量指标，第(1)列Strategy 系数为正值且显著性水平为1%，说明企业制定激进的战略决策会增加其总资产报酬率的波动性，从而提升了企业整体的风险承担水平；第(2)列中风险的回归系数显著为正，表明较高的风险承担会加剧企业融资约束，Strategy 回归系数在10%水平上显著为正值，这意味着在控制风险承担的情况下战略类型对企业融资的影响效应依然存在，但该系数值及显著性水平均低于未控制风险承担时的回归结果，说明风险承担水平是企业战略影响融资约束的部分中介变量。表8 第(3)、(4)列以及第(5)、(6)列分别以Risk2 和Risk3 衡量企业风险得到了类似的检验结果。

表8 企业战略、风险承担水平与融资约束

2. 影响会计信息质量

与防御型战略相比，进攻型企业为了不断探索和创新则需要投入更多的研究开发和市场开拓费用，而现阶段较差的创收水平限制了内部资金的供应(Hambrick，1983)，致使其更加依赖外部融资渠道。为了顺利筹得发展所需的资金，该类企业更有可能通过盈余管理方式来美化财务报告(孙健等，2016)。再者，采取进攻型战略的企业通常将高管薪酬与公司绩效或股票收益相挂钩，经营风险增加会导致管理层报酬呈现较大的波动，为了平滑利润并提升自身的薪酬水平，高管实施业绩粉饰的动机更强烈(Bergstresser 和Philippon，2006)。因此，激进的战略决策降低了企业的会计信息质量，从而阻碍了外部利益相关者利用财务报告了解公司的途径，导致资金持有者不愿意投资该类企业或索取更高的风险溢价，相应地，企业就会产生融资难或融资贵的问题。在此我们检验会计信息质量在企业战略与融资约束关系中所起的中介作用，参考Dechow 等(1995)用修正琼斯模型，来计算可操控性应计利润(DA)及其绝对值(absDA)，以此来衡量企业的盈余管理程度(EM)①盈余管理程度为反向指标，absDA 指标值越大，表明企业会计信息质量越差。。首先，对模型(5)进行分行业分年份多元回归，估计出系数α0、α1、α2和α3，然后将α0、α1、α2和α3系数值代入模型(6)得到NDAi,t。最后，运用模型(7)计算出可操控性应计利润水平DAi,t。其中，应计项目TAi,t等于第i 家企业第t 年营业利润与经营净现金流量之差，Asseti,t-1为第i 家企业第t-1 年末的总资产，ΔSalei,t等于第i 家企业第t 年与第t-1 年营业收入之差，PPEi,t为第i 家企业第t 年末的固定资产净额，ΔRECi,t等于第i 家企业第t 年末同第t-1 年末的应收账款之差。中介效应检验模型如式(8)和式(9)所示。模型(8)用于验证战略激进度对企业盈余管理行为的影响，其中控制变量Big4 为四大会计师事务所哑变量，当企业聘请国际“四大”会计师事务所进行审计时赋值为1，否则为0，其余变量定义同上；模型(9)在模型(2)的基础上加入盈余管理变量。

表9 展示了其回归结果。表9 前两列使用可操控性应计利润的绝对值(即absDA)来度量盈余管理(即EM)，第(1)列中Strategy 回归系数虽然在统计上显著但数值趋近于0，第(2)列中盈余管理程度(即EM，用absDA 来度量)的回归系数显著为负值 -1.652，与我们的理论预期出现了较大偏差，这很可能是将可操控性应计利润取绝对值后不区分盈余管理方向导致的。根据上文的逻辑推演，战略激进度会正向影响盈余管理，盈余管理程度也会正向影响KZ 指数，即企业战略通过影响盈余管理行为从而作用于融资约束。为了验证这一内在机理，表9 后两列直接以可操控性应计利润水平(DA)来度量盈余管理程度，第(3)列中Strategy 的回归系数为0.001 且在1%水平上显著，表明企业越是采取激进的战略决策，其实施向上盈余管理的程度越大；第(4)列中EM(用DA 来度量)的回归系数显著为正值(11.713)，说明企业的盈余管理行为会加剧外部融资约束，Strategy 的系数在5%水平上显著为正，意味着在控制企业会计信息质量的情况下战略类型对企业融资的影响效应依然存在，由于该系数值及显著性水平低于未控制会计信息质量时的回归结果，故我们可以认为会计信息质量在企业战略影响融资约束过程中起到部分中介作用。

表9 企业战略、盈余管理与融资约束

3. 加剧委托代理冲突

进攻型企业通常设置很多分散、复杂的分支机构来开展多元化业务，内部组织结构缺乏稳定性，员工离职率较高，高管更替相对频繁，很难构建高效的内部控制系统(Bentley 等，2013；孟庆斌等，2018)，这为管理层和大股东滥用权力创造了机会，同时进攻型战略更偏好那些性格强势、行为激进的高管(刘刚和于晓东，2015)，他们在面对利益冲突时也往往持有冒险态度，为了个人私利而损害公司价值的可能性更大。因此，相较于其他战略，进攻型公司会面临更严重的委托代理问题，致使外部投资者必须付出更多的监督约束成本或承受相应的剩余损失，而这些成本或损失最终均会以风险补偿的形式转嫁给进攻型企业，即企业为了顺利筹集资金必须承担更高的资金成本。本文参照肖作平和陈德胜(2006)及徐宁和徐向艺(2012)等的研究度量委托代理冲突(PAC)，运用总资产周转率(Turnover)以及管理、销售费用之和占营业收入的比重(Expense)来衡量第一类代理问题，采用其他应收款占营业收入的比重(Receivableother)来度量第二类代理成本①Turnover 为反向指标，指标值越小，表明企业面临的委托代理冲突越明显。Expense 和Receivableother 为正向指标，值越大意味着委托代理问题越严重。，并且构建式(10)和式(11)来验证委托代理冲突在企业战略与融资约束关系中所起的中介作用。具体来说，模型(10)用于检验不同战略背景下企业内部委托代理冲突的差异性，其中Indirector 表示公司董事会中独立董事所占的比例，MSR 为高管持股比例，其余变量定义同上；模型(11)在模型(2)的基础上加入委托代理冲突变量(表10 列示了检验结果)。

表10 企业战略、代理成本与融资约束

表10 前两列采用Turnover 来度量委托代理冲突(PAC)。其第(1)列中Strategy 的回归系数在1%水平上显著为负值，表明进攻的战略类型降低了企业资产的周转效率，即企业实施激进的战略决策会加剧内部的委托代理冲突；第(2)列中PAC(用Turnover来度量)的系数显著为负，说明委托代理问题越严重的企业对外融资越受限，Strategy的系数不具有统计上的显著性，这意味着在模型中控制委托代理冲突后战略激进度对企业融资不产生直接影响，说明委托代理冲突在企业战略影响融资约束中发挥完全中介效应。其第(3)、(4)列以及第(5)、(6)列分别以Expense 和Receivableother 衡量委托代理冲突(PAC)得到了一致的回归结果。

（三）基于企业内外部治理机制探究激进战略背景下融资约束的缓解途径

1. 提高内部控制水平

内部控制是规范公司运营、约束高管和大股东权力的重要机制，如果内部控制失效或存在重大缺陷，就相当于为内部人滥用职权制造了更多机会，他们更有可能为了谋取个人利益而损害公司整体价值(单华军，2010)。相反，当企业改善内部控制质量，通过对生产各环节的全面介入，能够密切监控生产流程和制衡各方权力，从而提高公司的经营效率，确保资产安全完整，约束管理层和控股股东的行为，对违反法律法规和公司章程的活动则发挥其事前防范、事中控制和事后监督的功能，最终减轻企业内部的委托代理冲突，降低代理成本，为公司筹集资金提供优质的内部环境并摆脱外部融资困境。此外，高水平的内部控制有助于向外部市场传达公司管理质量良好的信号，对企业价值起到一定的认证作用，进而增强外部资金持有者投资企业的信心和意愿。为了实证检验内部控制水平对克服企业融资约束的效用，本文使用内部控制评价报告中披露的“内部控制是否有效”以及“内部控制是否存在缺陷”来度量公司的内部控制质量，当企业内部控制有效时Valid 哑变量取值为1，否则为0；当企业内部控制不存在缺陷时NoDeficiency 哑变量赋值为1，否则取0。在模型(2)的基础上加入公司战略Strategy 与Valid 和NoDeficiency 变量的交乘项，具体如式(12)所示。

其回归结果见表11 前两列。表11 第(1)列Strategy×Valid 系数为负值且在15%水平上边缘显著，第(2)列中Strategy×NoDeficiency 系数未通过显著性检验，说明有效的内部控制有助于降低战略激进度对融资活动的负向影响，较高的内控水平对克服企业融资约束发挥一定的作用。

表11 融资约束的缓解途径分析

续表11

2. 改善外部信息环境

在不完美的现实世界中，信息不对称是导致外部融资成本大于内部资金成本的关键因素，反之，若企业提升外部信息环境质量，改善投资者的信息弱势地位，则融资约束问题能够得到一定程度的缓解。分析师是证券市场上为广大投资者收集并分析上市公司财务数据以及提供业绩预测和投资建议的专业人士。证券分析师一方面收集企业对外披露的公开信息并对其进行解读，以简单易懂的方式提供给非专业投资者，另一方面他们通过与上市公司管理层接触或进行实地调研挖掘企业内部未公开的私有信息(Chang 等，2006)，帮助投资者深入全面地了解被投资企业，从而在企业与外部利益相关者之间搭建信息传递和沟通的桥梁，有利于投资者对公司价值做出更合理的评估，提升企业的融资效率(宫义飞和郭兰，2012)。同时，“分析师跟踪”作为一种重要的外部治理机制还能起到监督管理层或大股东行为的作用，有助于改善公司治理水平，减轻股东与管理层或大小股东之间的委托代理冲突，进而缓解外部融资困境。为此，我们以“分析师跟踪”人数(Analystnum)和分析师报告数量(Reportnum)①实证检验时分别对分析师跟踪人数和分析师报告数量取自然对数，即Analystnum＝ln(1+分析师跟踪人数)、Reportnum＝ln(1+分析师报告数量)。来测量企业所处的外部信息环境，并考察证券分析师参与对改善企业融资状况的作用。为此，在模型(2)中增添企业战略Strategy 与Analystnum 和Reportnum 的交互项，详见式(13)。

表11 后两列展示了检验结果，Strategy×Analystnum 和Strategy×Reportnum 回归系数均在1%水平上显著为负值，表明“分析师跟踪”能够明显缓解激进战略决策带来的融资约束问题，有效改善进攻型企业的融资状况。

七、结论与启示

本文以2008—2017 年在沪、深A 股上市交易的所有公司为样本，实证检验战略类型对企业融资的影响及内在机理。其结果显示，与其他战略相比，进攻型企业的融资状况较差，激进的战略决策导致企业面临更严重的融资约束，且战略决策对融资状况的影响效应在非国有企业以及货币政策趋紧时更明显，但与该战略是否偏离行业常规模式无关。进一步考察战略类型对企业融资活动的作用机理，发现进攻型战略不仅会增加企业整体的风险水平和降低会计信息质量，而且加剧了企业内部的委托代理冲突，这三方面因素构成了激进战略背景下企业融资受限问题更加突显的内在逻辑；由融资约束的缓解途径分析可知，企业提升内部控制水平或改善外部信息环境有助于摆脱激进型战略带来的融资困境。

本研究成果对政府监管机构、投资者及企业管理层均具有一定的启示作用。在政府监管层面，融资困境仍然是我国企业特别是采取进攻型战略企业在经营过程中普遍面临的难题，融资约束已经成为阻碍企业健康发展乃至一国经济可持续增长的桎梏，政府及各部门应该进一步完善金融机构的信贷配给政策并逐步提高证券市场的建设水平，从促进直接融资和间接融资两方面着力解决创新类企业的融资难、融资贵问题。对投资者而言，实施不同战略决策的企业在盈利模式、组织机构、风险特征、信息披露质量及公司治理等方面均存在显著差异，投资者不仅需要深入了解上市公司的战略信息，还应该在分析各种战略类型的优劣势基础上结合自身实际选择理想的投资对象，优化投资决策并提高投资收益。从企业角度来说，管理层一方面应该根据外部环境变化及内部经营状况考虑是否采取进攻型战略，另一方面必须清醒认识到激进的战略决策很可能会加剧其外部融资约束。根据本文研究，提升内部控制水平以及吸引更多市场中介机构的关注有助于降低外部利益相关者与企业之间的信息不对称程度以及化解委托代理冲突。因此，对内强化公司治理质量，对外改善信息沟通环境，是增强进攻型企业外部融资能力和控制资金使用成本的重要举措。