張凡

摘 要：本文以2007—2012年上市公司中的制造業(yè)企業(yè)為樣本數(shù)據(jù)，通過對外部宏觀經(jīng)濟環(huán)境變化影響企業(yè)財務行為機理的探析，發(fā)現(xiàn)金融發(fā)展促進了金融中介和金融市場的發(fā)展，這也是金融環(huán)境變化作用于企業(yè)的主要途徑；融資約束的變化將直接影響企業(yè)資本結構變化，當企業(yè)面臨的融資約束越不明顯，企業(yè)的銀行短期借款融資越容易；但在現(xiàn)階段金融發(fā)展對企業(yè)長期借款結構改變不明顯。因此，在我國經(jīng)濟轉型的特殊制度背景下，金融整體發(fā)展水平的提高是有效解決企業(yè)融資約束的關鍵所在，未來金融改革的重點應在提高金融發(fā)展深度的同時實現(xiàn)區(qū)域金融的整體提升。

關鍵詞：金融發(fā)展；企業(yè)融資行為；融資約束；微觀結構理論

中圖分類號：F830.2；F276.3 文獻標識碼：A

文章編號：1000-176X（2015）07-0122-07

一、引 言

基于Modigliani和Miller （1958， 1963）的MM理論，學術界對于企業(yè)價值的探討一開始并未關注融資決策對企業(yè)價值的影響，但現(xiàn)實資本市場的供求雙方卻從未將企業(yè)價值的增加僅局限于投資決策的“正確”，他們甚至更關注企業(yè)內(nèi)部融資結構的合理與否。理論與現(xiàn)實的背離正是由于在新古典經(jīng)濟學的影響框架下，MM投資理論的假設條件過于苛刻，所有企業(yè)均存在于完美市場之中。Myers和 Majluf （1984）否定了MM理論假設之一——“不存在信息不對稱”，將融資成本第一次納入企業(yè)價值的影響因素。至此之后，對于企業(yè)可用凈現(xiàn)金流問題的關注開啟了現(xiàn)代公司財務領域研究的新視角，對企業(yè)財務行為的研究開始走出內(nèi)部環(huán)境的局限，無論是CFO還是學者都意識到企業(yè)財務決策的制定已經(jīng)無法擺脫外部經(jīng)濟環(huán)境變化所帶來的影響。

20世紀90年代資本市場的空前繁榮和金融工具的不斷創(chuàng)新引發(fā)了經(jīng)濟的新一輪增長，學者們也通過宏觀經(jīng)濟數(shù)據(jù)驗證了金融發(fā)展在經(jīng)濟增長中不可忽視的作用。而一切經(jīng)濟活動的直接參與者——企業(yè)，對其所處外部金融市場的變化“感覺”則更加直接，金融體系的合理與否、金融發(fā)展水平的高低對于身處其中的企業(yè)將產(chǎn)生更直接的效應。林毅夫和姜燁[1]、林毅夫和孫希芳[2]、林毅夫等[3]提出的新結構經(jīng)濟學最優(yōu)金融結構理論就直接指出了企業(yè)因所處產(chǎn)業(yè)、性質(zhì)和規(guī)模的不同而存在不同的融資需求，資本市場所提供的金融服務也必須“因人而異”，所以適宜的金融結構是滿足各類企業(yè)不同融資需求的基本條件；只有伴隨實體經(jīng)濟發(fā)展而不斷完善的金融體系結構，才能實現(xiàn)資本聚集、資金配置和分散風險的基本功能。我國經(jīng)濟市場化起步較晚，且目前正處于經(jīng)濟轉軌階段，因此，相較于成熟資本市場中的企業(yè)而言，我國企業(yè)在資本結構、融資順序和融資方式上均表現(xiàn)出特殊性，那么當資本市場發(fā)生變化時，宏觀的、綜合性的市場變化如何作用于微觀的企業(yè)行為？鑒于此，本文以我國上市公司為樣本，通過探析金融發(fā)展水平對上市公司融資約束的影響路徑和表現(xiàn)方式，從企業(yè)財務行為的直觀變化揭示金融發(fā)展促進經(jīng)濟增長的微觀機理。這有助于企業(yè)從微觀層面更好地判斷政府經(jīng)濟改革、政策改革的實質(zhì)所在，從而提高對政策的理解和利用，最終通過對自身企業(yè)價值的提升實現(xiàn)金融水平的進一步發(fā)展。

二、文獻回顧

現(xiàn)實社會中經(jīng)濟發(fā)展與企業(yè)價值增值總是相伴出現(xiàn)，但宏觀環(huán)境變化與微觀個體行為改變的銜接點卻始終是無法打開的“黑匣子”。直到Coase[4]對交易費用的提及，才最終實現(xiàn)了將經(jīng)濟學發(fā)展引入到對企業(yè)的關注上來。從此，對企業(yè)外部融資行為的研究開始成為理論界的焦點。

Bester和Hellwig[5]通過實證分析發(fā)現(xiàn)，企業(yè)在進行外部融資時會遇到信貸配給現(xiàn)象，且該配給行為是長期性的、無法通過市場調(diào)節(jié)而消失。 Keeton[6]、Stiglitz和Weiss[7]則直接指出造成信貸配給現(xiàn)象的原因正是供求雙方的信息不對稱，而緩解這一現(xiàn)象的有效措施只能是不斷完善資本市場。當對融資理論的探討具體到企業(yè)層面時，企業(yè)面臨的融資約束問題開始成為理論界和實物界共同關注的問題，將企業(yè)具體財務行為的改善置身于宏觀經(jīng)濟社會發(fā)展，探尋經(jīng)濟發(fā)展、資本市場完善與企業(yè)微觀行為間的關系開始成為企業(yè)理論新的研究方向。Diamond[8]首先指出金融市場發(fā)展具有緩解企業(yè)融資約束的功效，正是通過金融中介在收集企業(yè)信息方面存在的規(guī)模經(jīng)濟優(yōu)勢，有助于緩解市場中的信息不對稱問題。 Rajan和Zingales[9]則將信息不對稱的緩解歸功于企業(yè)自身治理制度的完善，強調(diào)治理制度的完善是金融市場發(fā)展所帶來的直接結果。 Levine[10]、Mckinnon[11]則在肯定Diamond[8]研究結論的基礎上，從資源配置效率方面分析金融中介發(fā)展的影響，指出金融中介發(fā)展表現(xiàn)在數(shù)量和質(zhì)量兩方面，而這將直接增加資本市場資金的聚集量，實現(xiàn)資金的合理分配，最終影響企業(yè)可利用的外部資本； Hwang等[12]綜合Diamond[8]、Levine[10]和Mckinnon[11]的研究指出，企業(yè)融資困境的產(chǎn)生是信息不對稱和委托代理問題共同作用的結果，而金融發(fā)展可以通過提高資源配置效率推進企業(yè)投資，最終實現(xiàn)企業(yè)價值增值。

國內(nèi)學者更偏好于通過數(shù)據(jù)模型驗證上市公司價值與金融發(fā)展水平間的相關性。李增泉等[13]、饒華春[14]等、唐建新和陳冬[15]、沈紅波等[16]、況學文[17]分別通過對不同性質(zhì)、不同規(guī)模企業(yè)在一定時期內(nèi)的數(shù)據(jù)與相關時期金融發(fā)展水平間關系的檢驗，驗證了即使我國企業(yè)在融資行為上具有特殊性，但金融發(fā)展水平的提升仍然有助于減緩融資約束，特別是對民營企業(yè)緩解作用更加明顯，但對具有政治關系的民營中小企業(yè)的作用不明顯，這為本文選擇樣本數(shù)據(jù)提供了參考。朱凱和陳信元[15]從監(jiān)督角度分析指出，金融生態(tài)環(huán)境的改善將使投資者更重視會計信息的整體質(zhì)量，并據(jù)此決定資源配置。

可見，目前對于金融發(fā)展與企業(yè)融資約束關系研究多集中于兩者關系的驗證，上述文獻均未能提供一個思路完整、邏輯清晰、反映金融發(fā)展作用于企業(yè)融資約束的機制及理論模型，也未能將宏觀經(jīng)濟環(huán)境改善與企業(yè)可利用發(fā)展因素相結合，從微觀視角探討宏觀經(jīng)濟政策作用于企業(yè)的實現(xiàn)路徑。本文試圖構建一個基于金融發(fā)展——資金供給和融資成本，反映金融發(fā)展作用于企業(yè)融資行為的理論模型，結合我國企業(yè)數(shù)據(jù)，從微觀結構理論角度分析宏觀經(jīng)濟政策影響企業(yè)融資行為和緩解融資約束的具體路徑，以及對企業(yè)金融生態(tài)環(huán)境優(yōu)化功能，據(jù)此評估宏觀經(jīng)濟政策通過影響企業(yè)財務行為調(diào)控宏觀經(jīng)濟的傳導機制。本文一方面為宏觀經(jīng)濟政策和區(qū)域金融發(fā)展在優(yōu)化企業(yè)金融生態(tài)環(huán)境和緩解公司融資約束中所發(fā)揮的作用提供了經(jīng)驗證據(jù)； 另一方面為政府宏觀經(jīng)濟政策的傳導機制及其所產(chǎn)生的驅(qū)動效應提供了企業(yè)層面的微觀證據(jù)。

三、模型、方法與數(shù)據(jù)

1.模型構建

對涉及融資約束的相關文獻分析發(fā)現(xiàn)，運用銷售加速模型可以通過對企業(yè)投資——現(xiàn)金流系數(shù)的判斷進而對企業(yè)是否面臨融資約束困境做出判斷；在涉及企業(yè)融資約束程度測算問題上多采用托賓Q模型，該模型在銷售加速模型的基礎上，增加了一個新變量即反映企業(yè)未來市場價值和潛在投資機會的托賓Q值，以此進一步測算企業(yè)融資約束的程度。 學術界對托賓Q模型的應用目前存在較大的爭議：一是該模型假設條件苛刻且Q值的選擇缺乏一致性，當證券市場缺乏有效性時，實證檢驗中的托賓Q不可避免地存在嚴重的衡量偏誤（Erickson和Whited，2000），該衡量偏誤將導致統(tǒng)計推斷失效。二是鑒于中國特殊的股權安排以及證券市場定價的偏離，托賓Q不能正確代表公司價值和投資機會（饒育蕾和汪玉英，2006）。結合本文研究的重點即通過構建模型探尋現(xiàn)實金融環(huán)境變化對企業(yè)融資約束的影響，因此，需要強調(diào)的是：一是外部市場必須是非完全競爭，市場中存在信息不對稱現(xiàn)象，不同融資方式存在不同的融資成本，且存在稅收優(yōu)勢。二是假設企業(yè)已經(jīng)存在融資約束困境。鑒于此，本文試圖將以歐拉方程模型為基礎，通過添加相關變量來揭示現(xiàn)實金融環(huán)境對企業(yè)融資約束的影響機制。

歐拉方程模型由Bond和Meghir（1994）所提出，假定企業(yè)價值達到最大化時，對模型求一階導數(shù)并以此作為推導最優(yōu)投資方程的基礎。本文在已有研究結論即金融發(fā)展可以降低市場不完全性的基礎上，在歐拉方程模型中增加反映金融發(fā)展水平的交互變量，在控制其他變量的前提下專門分析該變量變化時企業(yè)投資的影響，通過對投資總量的變化判斷企業(yè)可用凈現(xiàn)金流的充裕程度。企業(yè)凈現(xiàn)金流越充裕其投資行為受資金約束的可能性就越小，即企業(yè)面臨融資約束困境的可能性就越小。為了考察金融發(fā)展對企業(yè)融資約束的影響， 在選擇衡量金融發(fā)展的指標時參照Demirguc-Kunt和Maksimovic[16]做法，將抽象的金融發(fā)展具體為金融中介發(fā)展與股票市場發(fā)展。Laeven[17]研究表明，金融發(fā)展與投資對主營業(yè)務收入敏感程度的交互乘積項系數(shù)顯著為負時，說明外部資本市場發(fā)展可以減輕企業(yè)投資對內(nèi)部現(xiàn)金流的依賴程度。鑒于此筆者提出如下假設：

假設1：金融發(fā)展水平越高，企業(yè)所受的融資約束越低。

構建模型：

（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為企業(yè)投資支出，用企業(yè)對固定資產(chǎn)投資所支付的現(xiàn)金表示；S為銷售收入，S=當年主營業(yè)務收入/當年平均固定資產(chǎn)總額；CF為經(jīng)營活動產(chǎn)生的現(xiàn)金流量凈額，CF=現(xiàn)金及現(xiàn)金等價物的凈增加額-籌資活動產(chǎn)生的現(xiàn)金流量凈額-投資活動產(chǎn)生的現(xiàn)金流量凈額；FIN為衡量金融中介發(fā)展的指標，F(xiàn)IN=MZ/GDP+貸款總額/GDP；STK為衡量股票市場發(fā)展指標，STK=股票市值/GDP+交易量/GDP+交易量/股票市值；FD是衡量金融發(fā)展的指標，F(xiàn)D=FIN+STK；5為金融發(fā)展與投資對主營業(yè)務收入敏感程度的交互乘積項系數(shù)；6為金融中介發(fā)展與投資對主營業(yè)務收入敏感程度的交互乘積項系數(shù)；7為股票市場發(fā)展與投資對主營業(yè)務收入敏感程度的交互乘積項系數(shù)。以FD與CF的交互變量來衡量金融發(fā)展對企業(yè)融資約束的效應。其中，以FIN為衡量金融中介發(fā)展的指標，STK為衡量股票市場發(fā)展指標，F(xiàn)D是衡量金融發(fā)展的指標， 5為金融發(fā)展與投資對主營業(yè)務收入敏感程度的交互乘積項系數(shù)，

SymbolbA@ 6為金融中介發(fā)展與投資對主營業(yè)務收入敏感程度的交互乘積項系數(shù)，

7為股票市場發(fā)展與投資對主營業(yè)務收入敏感程度的交互乘積項系數(shù)。以FD與CF的交互變量來衡量金融發(fā)展對企業(yè)融資約束的效應通過式（1）可知，金融發(fā)展水平的決定因素主要是金融中介與股票市場，其系數(shù)β5直觀反映了金融發(fā)展水平與投資對主營業(yè)務收入敏感性的相關性。若β5顯著為負，則表示金融發(fā)展改變了企業(yè)資本結構，使企業(yè)可以通過增加外部融資實現(xiàn)可用凈現(xiàn)金流的增加，說明金融發(fā)展優(yōu)化企業(yè)的外部資本市場，緩解了企業(yè)融資約束；反之則表示金融發(fā)展對企業(yè)資本結構沒有影響，企業(yè)可用凈現(xiàn)金流增加促進內(nèi)部融資增加。

金融發(fā)展對企業(yè)最直接的影響往往表現(xiàn)為更為充足的現(xiàn)金流，使企業(yè)可用于投資的現(xiàn)金流增加，可以在技術革新、研發(fā)創(chuàng)新和新興領域等方面增加資金投入，未來為企業(yè)帶來更大的收益。在假定銷售收入穩(wěn)定增加和內(nèi)部留存收益比固定的前提下，更多的現(xiàn)金流應得益于外部資本市場的供給。因此，需要進一步探求融資約束與融資結構間的關系，通過企業(yè)資本結構的變化判斷企業(yè)可用資金的主要來源，最終判斷金融發(fā)展是否有助于企業(yè)更容易從外部資本市場獲取資本。以銀行借款與企業(yè)權益負債額所占資本總額的比重代表企業(yè)的融資結構并提出如下假設：

假設2：企業(yè)融資約束困境影響其自身的銀行借款行為，且兩者存在負相關關系。

構建模型：

Y（CQ，DQ）=β0+β1C+β2S+β3Si+β4P+Ye+ε（2）

其中，Y為銀行借款，Y=（長期借款+短期借款）/公司負債和權益總和；C為企業(yè)現(xiàn)金持有量，用以衡量融資約束水平，C=當年現(xiàn)金及現(xiàn)金等價物/上年總資產(chǎn)；CQ為銀行長期借款，CQ=長期借款額/公司負債和權益總和；DQ為銀行短期借款，DQ=短期借款額/公司負債和權益總和；Si為公司規(guī)模，用公司當年年末總資產(chǎn)的自然對數(shù)表示；P為企業(yè)盈利能力，P=當年凈利潤/當年總資產(chǎn)；Ye為虛擬變量控制年份。通過模型（2）可知，系數(shù)β1直觀表現(xiàn)了企業(yè)資本結構對企業(yè)現(xiàn)金流敏感度的影響，若β1 顯著為正，則說明企業(yè)面臨的融資約束越嚴重，能從外部資本市場獲取的資本就越有限；反之，若金融水平進一步發(fā)展，外部資本市場隨之發(fā)展，信息不對稱問題進一步緩解，則企業(yè)從銀行獲得資本越容易。

Y（CQ，DQ）=（2）

其中， Y表示銀行借款，C為企業(yè)現(xiàn)金持有量用以衡量融資約束水平，S為銷售收入，Si為公司規(guī)模，P為企業(yè)盈利能力，Ye為虛擬變量控制年份。通過（2）可知，系數(shù)β1直觀表現(xiàn)了企業(yè)資本結構對企業(yè)現(xiàn)金流敏感度的影響，若β1 顯著為正，則說明企業(yè)面臨的融資約束越嚴重，能從外部資本市場獲取的資本就越有限；反之，若金融水平進一步發(fā)展，外部資本市場隨之發(fā)展，信息不對稱問題進一步緩解，則企業(yè)從銀行獲得資本更容易。

2.計量方法

為避免因變量滯后項作為解釋變量而導致的解釋變量內(nèi)生性問題，保證待估參數(shù)的無偏性和一致性，本文將采用動態(tài)面板廣義矩法（GMM）對模型進行估計。鑒于兩步GMM估計的標準差通常存在向下偏倚，雖然可以通過Windmeijer（2005）調(diào)整而減小，但這種調(diào)整會導致GMM估計量的近似漸進分布不可靠。應用中更偏好于一步GMM估計量，避免解釋變量的內(nèi)生性問題。

采用一步GMM估算法增加了水平方程矩陣約束條件的數(shù)量，為保證新增變量的有效性需要進行Sargan檢驗。而對于GMM估計量是否有效可行，則參照Bondetal（2001）的檢驗辦法，即將GMM估計值分別與固定效應估計值及混合OLS估計值比較。由于混合OLS估計通常嚴重高估滯后項的系數(shù)，而固定效應估計則一般會低估滯后項的系數(shù)，因此，如果GMM估計值介于兩者之間，則GMM估計是可靠有效的。

3.樣本及數(shù)據(jù)來源

鑒于數(shù)據(jù)的可信性和可獲取性，本文選擇2007—2012年滬深兩市A股上市公司為研究對象，考慮到不同類型的企業(yè)對金融發(fā)展的敏感性不同，將樣本數(shù)據(jù)進一步縮小為制造類企業(yè)。這是由于相較于金融與房地產(chǎn)等行業(yè)領域投資的特殊性，制造業(yè)企業(yè)的投資主要集中于固定資產(chǎn)，這更能體現(xiàn)實物投資的不可逆性，從而保證研究結論的一般適用性。而且，就制造業(yè)企業(yè)占A股上市公司較高的比重而言，制造業(yè)企業(yè)在我國滬深兩市A股上市公司中的比例很高，具有較強的代表性。在此基礎上對原始樣本數(shù)據(jù)進行二次篩選：剔除2007—2012年處于*ST、ST或者FT狀態(tài)的上市公司；剔除未連續(xù)5年披露相關數(shù)據(jù)的公司和出現(xiàn)了異常數(shù)據(jù)的公司，以保證所選公司會計指標的可靠性和相關性。經(jīng)過上述篩選最終得到研究樣本3 375個。本文所使用的數(shù)據(jù)來源于CCER數(shù)據(jù)庫、《中國金融年鑒》和《中國統(tǒng)計年鑒》。

4.變量描述性統(tǒng)計

對所得到的樣本數(shù)據(jù)進行財務變量的描述性統(tǒng)計，如表1所示。

在表1中，通過對制造業(yè)上市公司投資支出均值的比較可以判斷，樣本中大部分公司投資支出所占比重還是比較大；由于樣本數(shù)較多且企業(yè)間在規(guī)模、性質(zhì)等方面存在較大差異，因此，制造業(yè)上市公司間主營業(yè)務收入的差異較大，表現(xiàn)為主營業(yè)務收入與投資支出比值的標準差較大為0.6025。雖然經(jīng)營現(xiàn)金流凈額均值與中位數(shù)相差不大，但最大值和最小值之間的差距較大，這直觀體現(xiàn)了我國上市公司間財務狀況具有多樣性。而通過對銀行借款指標的分析可以發(fā)現(xiàn)最小值與最大值間也存在較大的差距，這表明我國上市公司間并非具有相同或是想似的資本結構，甚至可以說企業(yè)間融資結構差異明顯。進一步分析銀行借款中長短期借款比可以發(fā)現(xiàn)，長期借款占比均值 0.1611明顯高于短期借款占比均值0.0424，說明大多數(shù)企業(yè)長期借款占比在 0.1500以上，與長期借款占比相比短期借款占比低很多，這也說明我國銀行與企業(yè)間發(fā)生的借貸行為以長期借款居多。

四、實證結果與分析

1.金融發(fā)展對融資約束水平影響的分析

對模型（1）的估算結果如表2所示。從表2可見可知一階系統(tǒng)GMM估計的Sargan值為25.0480、P值為0.1960，說明模型選取的工具變量有效。殘差自相關AR（1）為-6.9750，P值為0.0000；AR （2）為-0.7680，p值為0.4901，說明一階差分方程中的殘差項通過了檢驗不存在二階自相關，模型（1）設定是合理的。為進一步判定GMM估計是否有效，將對被解釋變量的滯后項一階系統(tǒng)GMM估計值進行判定，看其是否處于混合OLS估計值與固定效應模型估計值之間，從表2可知0.1460<0.5440<0.7430，因此，在研究中選取的GMM估計是有效的。

通過表2可以看出，無論是混合OLS估算、固定效應估算還是GMM估計，金融發(fā)展與企業(yè)現(xiàn)金流的交叉項的系數(shù)分別為-0.0310，-0.0320，-0.0380，都為負，且分別在5%和10%的水平上顯著。這表明金融發(fā)展水平的提高降低了企業(yè)投資的信息不對稱問題，拓寬了企業(yè)的融資渠道，有利于企業(yè)從外部資本市場獲取更多的資金，從而擴大投資規(guī)?；蛟黾油顿Y領域，而這又將增加企業(yè)內(nèi)部資金。當外部資金流與內(nèi)部資金流同時增加時，企業(yè)面臨的融資困境將有所緩解。因此，證明本文所提出的假設1成立。

2.融資約束與企業(yè)資本結構關系分析

我國上市企業(yè)間的資本結構存在較大差異，而這種差異的存在可能與不同企業(yè)面臨的融資約束困境程度有關。如表3所示，反應企業(yè)融資約束與銀行借款行為相關性的系數(shù)為-0.0396， 且在10%水平上顯著，與長期借款和短期借款相關性分別為0.0025和-0.0814，且具有統(tǒng)計顯著性，通過相關性檢驗說明融資約束水平與企業(yè)資本結構具有相關性。文章將進一步對模型 2 進行回歸分析。

進一步對模型（2）進行回歸分析，結果如表4所示。

從表4可知，用以衡量融資約束水平的企業(yè)現(xiàn)金持有量C的t值為-2.1600，且在5%水平上顯著，這說明企業(yè)面臨的融資約束程度與銀行借款比例間存在負相關性，假設2成立。這說明當企業(yè)面臨融資約束困境的程度越高，試圖從銀行獲取所需資本的困難也越大，反之當企業(yè)融資約束困境緩解時，獲得銀行借款也隨之容易。進一步分析，當企業(yè)處于融資困境時其資金來源，從表6可知銷售收入的t值為-1.6100，在 10%水平上顯著，說明銷售收入與銀行借款間存在負相關關系，即當企業(yè)銷售收入增加且外部融資較困難時，企業(yè)更偏好于內(nèi)部融資，以緩解企業(yè)對外部資本市場的依賴性。必須指出的是公司規(guī)模Si的t值為7.5200，在 99%區(qū)間內(nèi)顯著，說明公司規(guī)模與銀行借款間正相關，公司規(guī)模越大越容易從銀行獲得借款，這與現(xiàn)實情況相符。鑒于大規(guī)模企業(yè)的抗風險能力較強，銀行往往更偏好于對大規(guī)模、國有性質(zhì)的企業(yè)放貸。

回歸性檢驗證明了融資約束與銀行借款間存在負相關關系，但本文構建模型（2）的目的是為了探明金融發(fā)展對企業(yè)融資行為的具體影響，有必要對銀行借款進行更細致的劃分，即分別驗證企業(yè)長期借款、企業(yè)短期借款與融資約束間的關系，結果如表5所示。用以衡量融資約束水平的企業(yè)現(xiàn)金持有量C與銀行長期借款關系的t值為-0.3500，但兩者關系并不顯著，這說明企業(yè)是否面臨融資約束以及程度如何，與該企業(yè)能否從銀行獲得長期借款不存在明顯的相關性。但企業(yè)現(xiàn)金持有量與短期借款之間的負相關關系卻非常顯著，其t值高達-4.5700，且在99%區(qū)間內(nèi)顯著，這說明企業(yè)融資約束水平與企業(yè)銀行短期借款間存在顯著的負相關關系。

結合我國經(jīng)濟轉軌時期的特殊性分析，可知現(xiàn)階段我國金融發(fā)展水平雖然有較大幅度的提升，但整體水平仍處于不發(fā)達階段，這必然導致資本市場交易雙方存在信息不對稱現(xiàn)象，對于資金供給方的銀行而言，在選擇長期貸款對象時必然考慮對方的抗風險能力和未來還款能力，企業(yè)的規(guī)模、性質(zhì)和未來發(fā)展趨勢勢必成為銀行主要的判定因素；而對于短期資金的供給由于時間較短，無論是在風險控制還是還本付息方面，均處于銀行可控范圍內(nèi)。因此，現(xiàn)階段相較于長期貸款而言，我國銀行更偏好于對企業(yè)進行短期放貸。作為資金需求者的企業(yè)而言，在我國資本市場尚未發(fā)展成熟的階段，外部資本市場雖然可以提供企業(yè)發(fā)展所需資金，但資金成本相較于內(nèi)部融資而言較高，且在資金數(shù)量、用途等方面均受到限制。因此，現(xiàn)階段我國企業(yè)更偏好企業(yè)內(nèi)部融資，只有當出現(xiàn)短期內(nèi)的資金短缺時才會向銀行進行短期貸款。但可以肯定的是，隨著我國金融市場水平的不斷提高，未來資本市場發(fā)展將更加完善，價格所包含的潛在的、可供使用者判斷的有用信息將更加豐富，這將有效改善市場參與者間的信息不對稱問題，最終降低交易成本，使供給者的多余資金能投入到更有效的領域，而對于資金需求者將通過外部融資渠道的擴展而為企業(yè)贏得更多的投資機會。而且較高的金融發(fā)展水平將擴大資金供給者的范圍，這將更有利于民營、中小規(guī)模企業(yè)的進一步發(fā)展。

五、結 論

本文以2007—2012年上市公司中的制造業(yè)企業(yè)為樣本數(shù)據(jù)，通過對外部宏觀經(jīng)濟環(huán)境變化影響企業(yè)財務行為的探析，考察了金融發(fā)展作用于企業(yè)融資約束的路徑與機理。實證發(fā)現(xiàn)：

首先，金融發(fā)展實現(xiàn)了金融中介和金融市場的發(fā)展，這也是金融環(huán)境變化作用于企業(yè)的主要途徑。金融市場的發(fā)展降低了企業(yè)投資的信息不對稱問題，減少了企業(yè)家在融資中抽取的信息租金。而金融中介的發(fā)展則直接拓寬了企業(yè)融資渠道，有助于解決中小企業(yè)和民營企業(yè)外部融資難的困境?？梢哉f，金融發(fā)展減小了企業(yè)內(nèi)外部融資成本差異，使企業(yè)融資行為不再局限于企業(yè)內(nèi)部，有效緩解了上市公司投資的融資約束問題。

其次，融資約束的變化將直接影響企業(yè)資本結構的變化，當企業(yè)面臨的融資約束越不明顯，企業(yè)的銀行短期借款融資越容易。這也進一步證明金融市場發(fā)展有助于企業(yè)短期內(nèi)迅速解決因資金流不足而導致投資不足問題。

最后，我國現(xiàn)階段金融發(fā)展對企業(yè)長期借款結構改變不明顯。雖然金融發(fā)展直接表現(xiàn)為金融市場發(fā)展，理論上將減輕信息不對稱問題，使資金供給者能根據(jù)資本市場相關財務數(shù)據(jù)及時規(guī)避風險，擴大對企業(yè)長期資本的放貸?，F(xiàn)階段政府雖然采取了一系列金融改革也取得了一定的成效，但我國金融發(fā)展整體水平仍然較低，這就意味著即使通過擴展金融中介使企業(yè)面臨的融資約束一定程度降低了，但是金融市場中存在的信息不對稱問題仍較為嚴重，參與交易的供求雙發(fā)仍然無法通過對市場上提供的、可用信息的判斷做出有效的決策。對銀行而言長期借款回收期長、資金收回風險大、成本高，所以銀行不偏向?qū)ζ髽I(yè)進行長期借貸。這也進一步證明金融發(fā)展有助于企業(yè)短期內(nèi)迅速解決因資金流不足而導致投資不足問題，但長期資本的獲取仍有待于金融水平的整體提升。

本文一方面為宏觀經(jīng)濟政策和區(qū)域金融發(fā)展在優(yōu)化企業(yè)金融生態(tài)環(huán)境和緩解公司融資約束中所發(fā)揮的作用提供了經(jīng)驗證據(jù)； 另一方面為政府宏觀經(jīng)濟政策的傳導機制及其所產(chǎn)生的驅(qū)動效應提供了企業(yè)層面的微觀證據(jù)。

可見，在中國轉型經(jīng)濟的特殊制度背景下，金融整體發(fā)展水平的提高是有效解決企業(yè)融資約束的關鍵所在，也是政府金融改革的目標，未來我國金融改革的重點應在提高金融發(fā)展深度的同時實現(xiàn)區(qū)域金融水平的整體提升。

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（責任編輯：劉 艷）