宋麗梅+趙煜武

【摘 要】 借助2007—2011年房地產上市企業(yè)樣本，考察宏觀沖擊條件下企業(yè)營運資本管理對固定投資增長的推動作用。實證表明：（1）經濟危機與宏觀調控雙重沖擊下，房地產行業(yè)為緩解融資約束，存在利用營運資本平滑固定投資、穩(wěn)定投資增長的行為特征；（2）信貸條件與財務成本對高投資增長有顯著影響作用。

【關鍵詞】 融資約束； 營運資本管理； 固定資產投資； 宏觀沖擊

中圖分類號：F275 文獻標識碼：A 文章編號：1004-5937（2014）29-0053-03

過去30年中，中國實體經濟經歷了一個顯著而持續(xù)的固定投資快速增長階段（Song et al.， 2011），即使是在經濟危機時期，企業(yè)固定投資也未呈現大幅下降趨勢，而是保持了平穩(wěn)增長（鞠曉生等，2013）?？紤]到我國金融發(fā)展的非平衡性及金融抑制的存在性，上述快速增長的動因成為學術界關注的焦點。為此，有學者從非正規(guī)金融（Ayyagari et al.， 2010）、商業(yè)信用（Cull et al.， 2009）、金融漏損（安強身，2008）等角度對這一中國式“增長之謎”進行了機理分析和邏輯解讀。與上述研究不同，本文選擇以營運資本為視角來解釋“增長之謎”。首先闡述營運資本推動企業(yè)固定投資增長的微觀機理，其次，結合房地產行業(yè)面板數據來檢驗營運資本平滑固定投資的行為特征，從而為固定投資持續(xù)增長的營運資本驅動理論提供實證支持。

一、理論分析與假設

本文的分析以營運資本為視角，因此，首先需要對營運資本的基本內涵進行界定。本文中，營運資本專指“凈營運資本（NWC）”，即“流動資產-流動負債”，其主要成分包括：現金及現金等價物、凈商業(yè)信用及存貨。而營運資本投資為NWC的跨期波動水平（ΔNWC）。

固定資產投資與營運資本投資同屬于企業(yè)內生投資決策。前者主要表示企業(yè)長期資產的增長水平，后者則表示企業(yè)凈流動能力的增長水平，反映了企業(yè)短期流動性（及短期償債能力）的變化程度。前者具有一定的不可逆性，即調整成本相對較高；而后者則具有相對靈活的調整能力和調整空間，即調整成本相對較低。

Fazzari and Petersen（1993）的研究表明，對于具有融資約束的企業(yè)而言，上述兩種投資對“現金流”構成一定的“競爭效應”，尤其是在宏觀沖擊（如經濟危機）條件下，這種競爭效應很可能被進一步放大。從競爭的結果上看，由于營運資本投資的調整成本相對更低，所以，企業(yè)很可能降低營運資本投資，如降低存貨或者削減商業(yè)信用，從而補充固定投資（Fixed-Investment），避免因固定投資頻繁波動而產生高昂的調整成本。上述過程也被定義為營運資本對固定投資的“平滑”過程。

從近年的實證研究看，劉康兵（2012）結合我國制造業(yè)樣本分析了營運資本平滑固定投資的靜、動態(tài)特征；鞠曉生等（2013）結合非上市企業(yè)分析了營運資本平滑研發(fā)投資的行為特征，并基于融資約束，對平滑效應進行了異質性分析；Ding et al.（2013）指出，“投資—現金流”敏感度在一定程度上是“投資—營運資本投資”敏感度的反映，面臨外部融資約束的企業(yè)，之所以獲得了快速的固定投資增長，是源于企業(yè)具有較強的內源融資能力，而營運資本管理正是企業(yè)調節(jié)內部資本水平的重要渠道；于博（2014）將營運資本因素平滑效應納入傳統(tǒng)投資效率檢驗模型，分析了營運資本管理對企業(yè)投資效率的影響機制，并構建了貨幣政策借助營運資本路徑影響企業(yè)投資效率的實證邏輯。

營運資本平滑效應的存在有助于企業(yè)獲得更加穩(wěn)定的固定資產投資路徑，在降低調整成本的同時，也提高了企業(yè)把握投資機會的能力?？梢姡瑺I運資本平滑效應是企業(yè)固定投資得以持續(xù)平穩(wěn)增長的重要內生驅動因素。為了驗證上述邏輯，本文以融資約束較強的房地產業(yè)為研究對象，以2007—2011年這一經濟危機與宏觀調控重要時間窗口為考察期，分析房地產上市企業(yè)利用營運資本平滑固定投資的行為特征。本文認為：宏觀沖擊條件下，房地產行業(yè)固定投資增長率的高企與該行業(yè)營運資本“平滑效應”密切相關，即存在如下假設：

H1：在經濟危機與行業(yè)調控（2007—2011）的雙重沖擊下，房地產企業(yè)融資約束程度攀升，因此，其通過營運資本來平滑固定投資的行為特征將顯著成立，“平滑效應”成為在危機條件下推動該行業(yè)高投資率的重要影響因素。

二、實證設計與檢驗

（一）模型、變量與樣本選擇

借鑒Fazzari and Petersen（1993）的實證過程，本文設計了如下“平滑檢驗模型”：

Iit=β0+β1*CFit+β2*ΔNWCit+β3*ROEit+β4*CREDITt-1+β5FCOSTit+μi+εit （1）

主要變量的定義與統(tǒng)計方式如表1所示。

若本文H1成立，則模型（1）中的β2應“顯著為負”，從而說明固定投資與營運資本投資是具有“競爭”效應的投資決策。同時，營運資本平滑程度越高，則 |β2|應該越大。

本文數據來自國泰安數據庫，時間窗口為2007—2011年。為保證數據有效性，剔除了如下樣本類型：（1）上市不滿5年（截至2012年末）及ST類的樣本；（2）2007—2011年期間主營業(yè)務由其他行業(yè)轉為房地產業(yè)的上市公司，且持續(xù)經營低于4年的樣本；（3）單一年度營運資本及其他財務指標存在異常波動的樣本；（4）房地產銷售占主營收入比重5年平均值低于50%的樣本；（5）以地產及物業(yè)租賃為主營業(yè)務的企業(yè)。最終構成含60家企業(yè)274個樣本的非平衡面板。

（二）實證分析

為了確定模型的回歸形式，本文對模型（1）進行了雙F檢驗，其中：F2≈1.4，F1≈0.54，在給定5%的顯著性水平下，對應的臨界值分別為F2a（354，360）≈1.19和F2a（295，360）≈1.2，由于F2>1.19，且F1<1.2，故模型應采用變截距回歸。此外，豪斯曼檢驗量為12.7，服從x2（5）分布，對應P-val=0.026，拒絕原假設，即接受固定效應；用于檢驗組間異方差的修正Wald統(tǒng)計量為3.6e+5，服從x2（60），對應P-val=0.00，即存在組間異方差；用于檢驗序列相關的Wooldridge F統(tǒng)計量為0.001，服從F（1，59），對應P-val=0.98，即不存在序列相關。endprint

基于上述特征，本文的回歸過程采用變截距及固定效應回歸，表2分別報告了經White穩(wěn)健標準誤和Driscoll-Kraay①穩(wěn)健標準誤調整后的估計結果。

實證結果表明：第一，房地產行業(yè)營運資本投資確實與固定投資具有顯著的現金流競爭效應，即ΔNWC的系數顯著為負，從而支持了本文的假設，即營運資本管理確實為固定投資的穩(wěn)定增長提供了內生的平滑機制，從而成為推動固定投資高企的重要因素；第二，宏觀的信貸增長（CREDIT）并沒有對房地產上市樣本企業(yè)構成固定投資刺激，這從側面證明了宏觀貨幣擴張對實體經濟存在一定的擠出效應；第三，財務成本（FCOST）與固定資產投資呈現正相關特征，即固定投資水平對財務成本的變動并不敏感，這與當前房地產行業(yè)持續(xù)攀升的利潤率水平有關，說明其利潤足以覆蓋不斷上升的成本約束。

【參考文獻】

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基于上述特征，本文的回歸過程采用變截距及固定效應回歸，表2分別報告了經White穩(wěn)健標準誤和Driscoll-Kraay①穩(wěn)健標準誤調整后的估計結果。

實證結果表明：第一，房地產行業(yè)營運資本投資確實與固定投資具有顯著的現金流競爭效應，即ΔNWC的系數顯著為負，從而支持了本文的假設，即營運資本管理確實為固定投資的穩(wěn)定增長提供了內生的平滑機制，從而成為推動固定投資高企的重要因素；第二，宏觀的信貸增長（CREDIT）并沒有對房地產上市樣本企業(yè)構成固定投資刺激，這從側面證明了宏觀貨幣擴張對實體經濟存在一定的擠出效應；第三，財務成本（FCOST）與固定資產投資呈現正相關特征，即固定投資水平對財務成本的變動并不敏感，這與當前房地產行業(yè)持續(xù)攀升的利潤率水平有關，說明其利潤足以覆蓋不斷上升的成本約束。

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基于上述特征，本文的回歸過程采用變截距及固定效應回歸，表2分別報告了經White穩(wěn)健標準誤和Driscoll-Kraay①穩(wěn)健標準誤調整后的估計結果。

實證結果表明：第一，房地產行業(yè)營運資本投資確實與固定投資具有顯著的現金流競爭效應，即ΔNWC的系數顯著為負，從而支持了本文的假設，即營運資本管理確實為固定投資的穩(wěn)定增長提供了內生的平滑機制，從而成為推動固定投資高企的重要因素；第二，宏觀的信貸增長（CREDIT）并沒有對房地產上市樣本企業(yè)構成固定投資刺激，這從側面證明了宏觀貨幣擴張對實體經濟存在一定的擠出效應；第三，財務成本（FCOST）與固定資產投資呈現正相關特征，即固定投資水平對財務成本的變動并不敏感，這與當前房地產行業(yè)持續(xù)攀升的利潤率水平有關，說明其利潤足以覆蓋不斷上升的成本約束。

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