潘玉香，孟曉咪，趙夢琳

(1.天津工業(yè)大學　管理學院，天津　300387； 2.天津大學　管理與經濟學部，天津　300072)

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文化創(chuàng)意企業(yè)融資約束對投資效率影響的研究

潘玉香1，2，孟曉咪1，趙夢琳1

(1.天津工業(yè)大學管理學院，天津300387； 2.天津大學管理與經濟學部，天津300072)

本文以我國文化創(chuàng)意企業(yè)2012-2014年上市公司數(shù)據(jù)為研究樣本，基于DEA效率分析，運用Richardson的投資期望模型、因子分析和多元線性回歸方法，通過對文化創(chuàng)意企業(yè)的特征、融資來源、融資約束的影響因素等多個角度，對中國文化創(chuàng)意企業(yè)融資約束及其與投資效率之間的關系進行了實證研究。結果表明，中國文化創(chuàng)意企業(yè)普遍存在融資約束問題和非效率投資行為；投資不足現(xiàn)象較投資過度現(xiàn)象嚴重；融資約束越嚴重，越容易發(fā)生投資不足現(xiàn)象，融資約束是引起文化創(chuàng)意企業(yè)投資不足的重要原因。

文化創(chuàng)意企業(yè)；融資約束；投資效率；投資不足；投資過度

一、引言

隨著知識經濟和科學技術的不斷進步，文化作為一種新興資源被世界所關注，文化創(chuàng)意產業(yè)及其內在價值受到各個國家和地區(qū)的重視，逐漸成為世界各國經濟發(fā)展的強勁動力。中國在 “十三五”提出了完善文化產業(yè)體系建設，推動文化產業(yè)結構優(yōu)化升級，發(fā)展骨干文化企業(yè)和創(chuàng)意文化產業(yè)，培育新型文化業(yè)態(tài)；中國各省市也相繼出臺政策，支持和推動文化創(chuàng)意產業(yè)的發(fā)展，并取得了顯著的成效，文化創(chuàng)意產業(yè)已經逐漸成為中國社會經濟發(fā)展的軟實力；黨的十八屆五中全會提出的創(chuàng)新驅動發(fā)展理念，對于融入了科技要素的文化創(chuàng)意企業(yè)，進一步加深了文化與科技的融合，增強了企業(yè)轉型升級能力，并發(fā)展了新型文化業(yè)態(tài)。

文化創(chuàng)意企業(yè)是產業(yè)的載體，其生存與發(fā)展離不開資本運作的兩個重要要素——融資和投資。筆者認為融資是進行投資的先決條件,只有融資到足夠的資金，企業(yè)的投資決策行為才有可能成為現(xiàn)實。但是由于不同的企業(yè)其融資能力、融資成本等不同，有的企業(yè)內部資金充足，外部融資又比較容易的時候，就很容易造成企業(yè)的過度投資，從而導致企業(yè)投資效率下降。而有的企業(yè)由于內部資金不足，往往外部融資也較為困難，從而會導致企業(yè)投資不足，投資不足和過度投資都不是企業(yè)的最佳投資，均有可能產生非效率投資，即融資約束可能導致非效率投資，韓東平、張鵬(2015)對此也進行了相關的研究[1]。由于中國文化創(chuàng)意產業(yè)起步較晚，發(fā)展還不成熟，文化創(chuàng)意企業(yè)的規(guī)模普遍較小，大多以中小企業(yè)為主，并且企業(yè)內部無形資產比重較高，缺乏有效的有形資產抵押物，這一特征使得文化創(chuàng)意企業(yè)很難獲得資金，面臨嚴重的融資約束問題[2]。在缺少外部資金支持，內部資金又不富裕的情況下，文化創(chuàng)意企業(yè)的投資決策會受到諸多限制，進而導致企業(yè)的非效率投資，不利于其長遠發(fā)展。

另一方面由于在企業(yè)經營決策過程中，管理者并不完全按照股東利益最大化的原則進行決策，當管理者與股東利益不一致時，企業(yè)會把閑置資金投入到凈現(xiàn)值為負的項目中去，導致企業(yè)投資偏離企業(yè)的發(fā)展方向，從而造成過度投資，降低投資效率。當企業(yè)內外信息不對稱時，會造成企業(yè)融資成本增加，從而導致企業(yè)放棄一些有價值的投資項目，造成企業(yè)的投資不足。

二、數(shù)據(jù)來源、理論分析與研究假設

(一)數(shù)據(jù)來源

基于以上觀點，本文主要選取了2012-2014年182家在滬深上市的公司作為研究樣本。充分考慮各種因素的基礎上，對我國文化創(chuàng)意企業(yè)融資約束對投資效率的影響進行了實證研究。研究樣本主要包括由中國證監(jiān)會劃分的新聞出版業(yè)，廣播、電視、電影和影視錄音制作業(yè)，文化藝術業(yè)，娛樂業(yè)，互聯(lián)網和相關服務業(yè)，軟件和信息技術服務業(yè)等文化類創(chuàng)意企業(yè)。為了保證數(shù)據(jù)的準確性和時效性，剔除了ST類及數(shù)據(jù)不齊全的上市公司，樣本數(shù)據(jù)由WIND數(shù)據(jù)庫及手工整理計算而來。

(二)理論分析與研究假設

1.文化創(chuàng)意企業(yè)的融資約束

企業(yè)與金融機構等資金供給者之間由于信息的不透明、不對稱，致使其外部融資的成本要顯著大于內部融資的成本，因此從融資成本的角度來看，企業(yè)會優(yōu)先選擇內部融資，而以182家文化創(chuàng)意企業(yè)2010-2014年財務數(shù)據(jù)為樣本對其融資來源現(xiàn)狀進行分析，五年期間內源融資所占比例均值為6.47%，外源融資(包括：銀行借款、商業(yè)信用、債券融資、股權融資)均值高達93.53%，參見圖1?？梢娢幕瘎?chuàng)意企業(yè)以外源融資為主，內源融資比例低，企業(yè)內部資金無法滿足投資的需求，內外融資比例嚴重不均衡，文化創(chuàng)意企業(yè)融資途徑的順序依次是股權融資、債務融資、內源融資，這與優(yōu)序融資理論不符合，融資結構的不合理，必然會導致融資約束的產生。

另一方面，由于文化創(chuàng)意企業(yè)的特點是：無形資產比重大且評估困難，固定資產比重小，缺乏有效的有形資產抵押物，同時，收益具有高風險性和不確定性等，這些特點使得文化創(chuàng)意企業(yè)較一般企業(yè)而言更難獲得銀行等金融機構的貸款，進一步加劇了文化創(chuàng)意企業(yè)的融資成本，文化創(chuàng)意企業(yè)面臨嚴峻的融資約束[3]?；诖?，本文提出第1個假設：

假設1：中國文化創(chuàng)意企業(yè)普遍存在融資約束問題。

圖1　融資結構均值表

2.文化創(chuàng)意企業(yè)的投資效率

據(jù)前述研究，由于在企業(yè)經營決策過程中，管理者并不完全按照股東利益最大化的原則進行決策，當管理者與股東利益不一致時，企業(yè)會把閑置資金投入到凈現(xiàn)值為負的項目中去，導致企業(yè)投資偏離企業(yè)的發(fā)展方向，從而造成過度投資。但由于中國文化創(chuàng)意產業(yè)起步較晚，文化創(chuàng)意企業(yè)的規(guī)模不大，屬于以中小型企業(yè)為主的行業(yè)，與其他行業(yè)相比，文化創(chuàng)意企業(yè)規(guī)模較小、性質簡單，故文化創(chuàng)意企業(yè)的委托代理關系比較簡單，由此所產生的委托代理問題也較少，管理層過度投資的動機相較于大型企業(yè)沒有那么強烈。房研(2014)研究也表明，中國文化創(chuàng)意企業(yè)投資不足的投資現(xiàn)象相對于投資過度的投資現(xiàn)象更為普遍[4]?；诖?，本文提出第2個假設：

假設2：中國文化創(chuàng)意企業(yè)的非效率投資更偏向于投資不足，投資不足的行為比投資過度的行為更嚴重。

3.融資約束與投資效率

現(xiàn)階段，由于中國文化創(chuàng)意產業(yè)起步較晚，文化創(chuàng)意企業(yè)的規(guī)模不大，屬于以中小型企業(yè)為主的行業(yè)，與其他行業(yè)相比，文化創(chuàng)意企業(yè)規(guī)模較小、性質簡單，故文化創(chuàng)意企業(yè)的委托代理關系比較簡單，由此所產生的委托代理問題也較少，管理層過度投資的動機相較于大型企業(yè)沒有那么強烈。另外，文化創(chuàng)意企業(yè)長期受到融資約束問題的制約，管理層在投資過程中十分謹慎，往往會因融資約束而放棄一些凈現(xiàn)值為正的投資項目。根據(jù)之前的理論分析，結合文化創(chuàng)意企業(yè)的特殊性，本文借鑒魏亞平、宋佳(2013)的研究，將投資支出界定為對固定資產、在建工程、工程物資、無形資產、開發(fā)支出、長期股權投資的投資。圖2中數(shù)據(jù)為本年新增的投資支出(年末數(shù)據(jù)與年初數(shù)據(jù)的差額)，而從表1中可以看出，近五年我國文化創(chuàng)意企業(yè)的投資支出水平的總體趨勢是先增加后減小，各年中最大值和最小值差異顯著，表明文化創(chuàng)意企業(yè)的投資水平存在顯著差異。投資支出的變化可能與文化創(chuàng)意企業(yè)的融資約束存在一定的聯(lián)系，文化創(chuàng)意企業(yè)面臨的融資約束程度越高，這反映出融資約束對文化創(chuàng)意企業(yè)的投資行為具有一定的制約作用。

表1　2010-2014年投資支出情況表　　　單位：百萬元

基于此，本文提出第3個假設：

假設3：融資約束程度較高的文化創(chuàng)意企業(yè)比融資約束較低的文化創(chuàng)意企業(yè)更容易發(fā)生投資不足現(xiàn)象。

三、實證分析

1.DEA效率評價分析

根據(jù)上述理論分析和假設，本文應用DEA的BCC模型進行效率分析。將研究對象確定為非效率投資的文化創(chuàng)意企業(yè)。在投入指標的選擇上，大多數(shù)研究學者主要從資本投入和勞動力投入兩部分考慮，由于文化創(chuàng)意企業(yè)的特有性質，在創(chuàng)意產品創(chuàng)造過程中，投入的要素主要包括資本、勞動力、研發(fā)和市場推廣等方面。因此，本文的投入指標選取固定資產、無形資產、銷售費用和研發(fā)費用之和、應付職工薪酬等；在產出指標的選取上，本文以決策單元本年度的主營業(yè)務收入為衡量標準，本文參考了雷原、趙倩、朱貽寧(2015)的指標設計[5]。

在進行DEA投資效率的評價之前，運用SPSS軟件對投入指標和產出指標的相關性進行分析,結果表明投入指標與產出指標均存在明顯的正向相關性，和潘玉香、強殿英、魏亞平(2014)研究相同[6]。然后，根據(jù)DEA的BCC模型，運用deap2.1軟件對中國滬深上市公司的文化創(chuàng)意企業(yè)2012-2014年546家決策單元進行效率分析，得出中國文化創(chuàng)意企業(yè)投資行為的投入產出的技術有效和規(guī)模有效的情況，投資效率評價結果見表2。

表2　投資效率評價

在DEA的BCC模型分析的基礎上，以非DEA有效的樣本為研究對象，通過DEA效率評價，本文共篩選出2012-2014年的樣本量分別為169、179、180，共計528個樣本，進行后續(xù)的相關研究。

2.投資效率——被解釋變量的設計

(1)模型的建立及其指標的選取。在投資效率的諸多評價方法中，結合投資效率的加速理論、流動性理論等相關理論，本文根據(jù)Richardson(2006)的研究，選取投資期望模型評價法[7]，以本期新增投資支出為因變量，以企業(yè)總資產凈利率、資產負債率、經營活動產生的現(xiàn)金流量、上年投資支出為自變量，以公司規(guī)模、企業(yè)上市時間為控制變量構造投資效率的回歸模型，如模型(1)所示。

It=α1+β1ROAt-1+β2ARt-1+β3CFt-1+β4It-1+β5St+β6AGt+ε

(1)

該模型以殘差來反映企業(yè)的投資效率，當殘差ε<0，表明該企業(yè)的實際投資水平小于預期投資水平，即產生投資不足的非效率投資現(xiàn)象；當殘差ε>0，表明該企業(yè)的實際投資水平大于預期投資水平，即產生投資過度的非效率投資現(xiàn)象。指標體系如表3所示。

表3　投資效率指標體系

(2)回歸分析。本研究在DEA效率評價分析的基礎上，以非DEA有效的樣本為研究對象，通過Richardson投資期望模型將樣本量劃分為投資過度組和投資不足組。其中，在模型自變量的選擇中，由于企業(yè)運行的一般規(guī)律和投資活動的一般特征，投資活動具有一定的滯后性，當期的投資支出需在以后期間予以體現(xiàn)，因此，自變量都選擇滯后一期的財務數(shù)據(jù)。

從表4中可見，回歸方程調整后的R2是0.553，表明自變量解釋了新增投資支出的55.3%，模型擬合效果較好；P值顯著小于0.05，說明方程通過了顯著性檢驗，方程有效；D-W值為1.982，表明隨機誤差不存在自相關。表中最后一列顯示各變量的方差膨脹因子VIF都小于10，表明各變量之間不存在多重共線性。通過做殘差的P-P圖，可以驗證隨機誤差項服從正態(tài)分布。因此，回歸模型是成立的。

其次，表4中數(shù)據(jù)顯示：總資產凈利率、資產負債率、上年投資支出、企業(yè)規(guī)模與新增投資支出呈正相關關系，現(xiàn)金流量能力、企業(yè)上市時間與新增投資支出呈負相關關系。本次回歸的結果與文化創(chuàng)意企業(yè)的實際情況較吻合，同時也與國內一些學者的觀點基本一致。因此，研究借助模型(1)構造回歸方程的殘差來度量中國文化創(chuàng)意企業(yè)投資不足或投資過度的非效率投資程度。

3.文化創(chuàng)意企業(yè)融資約束——解釋變量的設計

企業(yè)規(guī)模是衡量一個企業(yè)綜合實力和競爭力的重要因素，是企業(yè)融資的重要指標之一，企業(yè)規(guī)模越大，融資能力越強，越容易獲得資金。股利支付率反映企業(yè)的股利支付能力和內部盈余資金的留存狀況，能夠有效的反映企業(yè)面臨的融資約束狀況。因此本文在融資約束指標的度量上借鑒李延喜、杜瑞、高銳(2007)的方法，首先選取企業(yè)規(guī)模和股利支付率兩個指標對融資約束進行定性預分組，分為高低融資約束組，然后以融資約束的表現(xiàn)特征和主要影響因子為出發(fā)點，通過獨立樣本T檢驗選取合適的指標，最后利用因子分析法對文化創(chuàng)意企業(yè)融資約束進行度量[8]。

(1)融資約束的分組。融資約束分組的具體操作如下：第一，按照企業(yè)規(guī)模將選取文化創(chuàng)意企業(yè)從小到大排序，選取前33%的研究對象為高融資約束組，后33%的研究對象為低融資約束組；第二，參照上述規(guī)則，以股利支付率為標準進行排列，將文化創(chuàng)意企業(yè)分為高融資約束組和低融資約束組，鑒于中國企業(yè)股利支付率普遍較低，對零股利支付率的企業(yè)再按照已獲利息倍數(shù)排序；第三，將同時在兩個指標的排序中被歸類于高融資約束組的研究對象定義為高融資約束組，將在低融資約束組的研究對象定義為低融資約束組，分組結果如表5所示。

(2)融資約束指標的選取與度量。融資約束指標的選取與度量經過三個步驟:

首先選取涉及文化創(chuàng)意企業(yè)盈利能力、償債能力、運營能力、現(xiàn)金流量能力、發(fā)展能力5個方面的21個財務指標來構造融資約束的度量體系。

其次，通過運用獨立樣本T檢驗對高低融資約束組137個樣本研究對象的21個財務指標進行測試，觀察這些財務指標在不同融資約束程度下是否顯著。本文認為，檢驗結果顯著的財務指標能夠在一定程度上體現(xiàn)高低融資約束組的特征，如果以這些財務指標為標準來構造融資約束，能真實反映一家企業(yè)所受到的融資約束狀況，融資約束的量化結果會更準確可靠。

表4　投資效率回歸分析

表5　融資約束分組表

通過對前述的高低融資約束組的21個財務指標在95%的置信水平上進行獨立樣本 T 檢驗，檢驗結果表明營業(yè)利潤率(X1)、營業(yè)成本比率(X2)、流動比率(X3)、速動比率(X4)、有形資產/負債合計(X5)、流動資產周轉率(X6)、總資產周轉率(X7)、營業(yè)收入現(xiàn)金比率(X8)、全部資產現(xiàn)金回收率(X9)、凈利潤增長率X(10)、營業(yè)利潤增長率(X11)、企業(yè)規(guī)模(X12)等12個財務指標通過了顯著性檢驗，說明這些指標在高低融資約束組中存在著顯著差異。因此，本文將這12個指標作為衡量融資約束的關鍵指標，以此來構造融資約束度量指數(shù)。

第三，將通過獨立樣本T檢驗的財務指標為標準對它們進行因子分析，得到融資約束指數(shù)的綜合得分，綜合得分數(shù)值越大，反映樣本企業(yè)融資能力越強，能夠很容易的從外界籌集資金，該企業(yè)受到的融資約束也就越小，反之亦然。

運用主成分分析法對因子進行提取。前5個公共因子的累計貢獻率達到80.69%，說明這5個公共因子解釋了原始指標80.69%的信息，原始數(shù)據(jù)損失較少，因此本文選取5個公共因子。為給每一個公共因子一個合理的解釋，在公共因子的提取過程中進行了旋轉，旋轉后的得分矩陣如表6所示。

根據(jù)表6中各個財務指標的性質，第一個公共因子在流動比率、速動比率、有形資產與負債總額的比率上有較大的比重，且能夠反映企業(yè)的償債能力，將它命名為償債能力；第二個公共因子在營業(yè)利潤率、營業(yè)成本比率上存在較大的比重，主要反映企業(yè)的盈利能力，因此將它命名為盈利能力；第三個公共因子在營業(yè)收入現(xiàn)金比率、全部資產現(xiàn)金回收率上有較大的比重，主要反映企業(yè)的現(xiàn)金流量能力，因此將它命名為現(xiàn)金流量能力；第四個公共因子在流動資產周轉率、總資產周轉率上有較大的比重，主要反映企業(yè)資金的流動能力，因此將它命名為運營能力；最后一個公共因子在凈利潤增長率、營業(yè)利潤增長率上有較大的比重，主要反映企業(yè)的成長能力，因此將它命名為成長能力。根據(jù)上文分析可知，中國文化創(chuàng)意企業(yè)融資約束主要受五個公眾因子的影響，各個公眾因子代表的意義不同，它們從不同的角度反映融資約束的特征。因此，用這五個因子能夠較為全面的分析文化創(chuàng)意企業(yè)面臨融資約束的程度。

表6　成份得分系數(shù)矩陣

根據(jù)表6計算出各因子得分后，根據(jù)公共因子的貢獻率，可構造出文化創(chuàng)意企業(yè)融資約束程度的量化公式(1)所示：

FC=0.2909F1+0.1873F2+0.1830F3+0.1766F4+0.1622F5

(1)

根據(jù)公式(1)，本文可以計算出每家文化創(chuàng)意企業(yè)每年面臨的融資約束程度，計算出的綜合得分越小，表明該企業(yè)所面臨的融資約束程度越大；反之，計算出的綜合得分越高，反映該文化創(chuàng)意企業(yè)受到的融資約束越小。

4.多元回歸模型的構建

為了研究結果的可靠性，需要在融資約束的基礎上考慮投資效率的其它主要影響因素，根據(jù)投資效率相關理論，本文選取投資機會、第一大股東持股比例、企業(yè)規(guī)模、公司上市時間等變量來研究這一問題。

本文構建以下相關變量的多元回歸模型來研究文化創(chuàng)意企業(yè)融資約束對投資效率的影響，回歸模型如模型(2)所示。

OIt(UIt)=α0+β1FCt+β2IGt+β3TOP1t+β4St+β5AGt+ε

(2)

其中，α、β為常數(shù)，ε為殘差，模型2中各個變量的具體解釋如下表7所示。

表7　變量解釋表

四、融資約束對投資效率影響研究的實證結果分析

1.描述性分析

(1)文化創(chuàng)意企業(yè)融資約束的描述性分析。根據(jù)前面研究，樣本量選取的是2012-2014年共528個樣本。根據(jù)公式(1)所示，本文計算出2012-2014年每家文化創(chuàng)意企業(yè)所面臨的融資約束狀況，如表8所示。

從表8中可以看出，融資約束的最小值是-3.2482，最大值是2.9199，三年的平均值為0。其中，2012-2014年融資約束小于0的樣本量分別是87、93、92，融資約束大于0的樣本量分別是82、86、88，融資約束小于0的樣本量均大于融資約束大于0的樣本量，表明中國文化創(chuàng)意企業(yè)面臨嚴重的融資約束問題。同時，本文將利用公式(1)計算出的融資約束的度量指數(shù)與先前分組的高低融資約束組的結果進行核對，一致性為86%，表明本文構建的融資約束指標體系較為合理，因子分析結果較為準確，能夠反映企業(yè)的實際情況。這也充分證明中國文化創(chuàng)意企業(yè)普遍存在融資約束問題，假設1得到驗證。

(2)文化創(chuàng)意企業(yè)投資效率的描述性分析。

從表9中可以看出，2012-2014年中國文化創(chuàng)意企業(yè)投資效率殘差小于0的樣本量分別是92、91、99，占當年樣本總量的54.44%、50.84%、55%，即這些企業(yè)的投資效率表現(xiàn)為投資不足；殘差大于0的樣本量分別是77、88、81，占當年樣本總量的45.56%、49.16%、45%，即這些企業(yè)的投資效率表現(xiàn)為投資過度。結果顯示，2012-2014年不論是從每一年單獨分析，還是從三年的整體狀況來看，中國文化創(chuàng)意企業(yè)非效率投資行為更偏向于投資不足，投資不足現(xiàn)象比嚴重投資過度現(xiàn)象嚴重。假設2得到驗證。

(3)多元回歸模型的描述性分析。上文實證結果表明，中國文化創(chuàng)意企業(yè)普遍存在投資不足現(xiàn)象。為了研究融資約束與投資不足的關系，本文選取2012-2014年282個樣本投資不足的文化創(chuàng)意企業(yè)作為研究對象，并利用模型(2)對其進行回歸分析，結果如下表9所示。

從表10中數(shù)據(jù)可得：

表8　融資約束的描述性分析表

表9　投資效率描述性分析表

表10　多元回歸描述性分析

①投資不足的最小值是0.0007，最大值是13.2948，均值是0.3622，標準差是0.2574，表明中國文化創(chuàng)意企業(yè)投資不足的程度存在較大差異。

②融資約束的最小值是-3.2482，最大值是0.8842，均值是-0.0230，標準差是0.4475，表明存在投資不足的282家企業(yè)面臨較高的融資約束，且融資約束的程度各不相同，差距顯著。

③投資機會的最小值是-5.7875，最大值是64.5705，均值是2.9883，標準差是1.0013，表明中國文化創(chuàng)意企業(yè)的投資機會差異顯著，主要與公司規(guī)模、企業(yè)上市時間等因素相關。

④第一大股東持股比例的最小值是6.6900，最大值是77.1300，均值是33.1122，標準差是15.3398，說明文化創(chuàng)意企業(yè)第一大股東持股比例較高，股權結構相對集中。

2.多元回歸分析

通過上述相關性分析可以看出，中國文化創(chuàng)意企業(yè)融資約束會對投資效率產生一定的影響。為了進一步分析融資約束對投資不足的影響程度，利用模型(2)運用多元回歸分析，回歸分析結果如表11所示。

從表11中可以得出如下信息：

①回歸方程調整后的R2是0.338，大于0.3，表明自變量解釋了投資不足的33.8%，模型擬合效果較好；P值明顯小于0.05，說明回歸方程通過了顯著性檢驗，回歸方程是有效的；D-W值為2.058，表明隨機誤差項不存在自相關。表中最后一列顯示各變量的方差膨脹因子VIF都小于10，表明各變量之間不存在多共重共線性。通過做殘差的P-P圖，可以驗證隨機誤差項服從正態(tài)分布。因此，回歸模型是成立的。

②融資約束與投資不足的回歸系數(shù)是-0.220，小于0，p值是0.008，在1%的顯著性水平上顯著，表明中國文化創(chuàng)意企業(yè)融資約束與投資不足呈顯著負相關關系。即當通過公式(4-6)計算出的融資約束綜合得分越小，表明公司面臨的融資約束越嚴峻，此時，企業(yè)殘差的絕對值即投資不足的量會越大，越容易出現(xiàn)投資不足的非效率行為，假設3得到驗證。

表11　多元回歸分析表

③投資機會與投資不足的回歸系數(shù)是-0.138，小于0，p值是0.005，在1%的顯著性水平上顯著，表明中國文化創(chuàng)意企業(yè)投資機會與投資不足兩者呈顯著負相關關系。即當企業(yè)存在較多的投資機會時，企業(yè)的投資支出也會隨之增加，此時，殘差的絕對值即投資不足的量會相對減少，企業(yè)越不容易出現(xiàn)投資不足的非效率行為。

④第一大股東持股比例與投資不足的回歸系數(shù)是0.001，大于0，p值是0.036，在5%的顯著性水平上顯著，表明中國文化創(chuàng)意企業(yè)第一大股東持股比例與投資不足呈正相關關系。即當?shù)谝淮蠊蓶|持股比例增加，股權集中度也隨之加強，此時，大股東能夠控制企業(yè)的投資方向和投資決策，為了股東自身利益的最大化，他們會減少企業(yè)投資以留存更多的資金為自己謀福利，在這種情況下，企業(yè)的投資不足程度會大大增強，不利于企業(yè)的長遠發(fā)展。

⑤企業(yè)規(guī)模與投資不足的回歸系數(shù)是-0.204，小于0，p值是0.001，在1%的顯著性水平上顯著，表明中國文化創(chuàng)意企業(yè)企業(yè)規(guī)模與投資不足呈顯著負相關關系。即在企業(yè)規(guī)模不斷擴大的情況下，企業(yè)的投資支出也會隨之增加，投資不足的現(xiàn)象也會逐漸減少。

⑥企業(yè)上市時間與投資不足的回歸系數(shù)是0.004，大于0，p值是0.059，在10%的顯著性水平上顯著，表明中國文化創(chuàng)意企業(yè)上市時間與投資不足呈顯著正相關關系，即隨著企業(yè)上市時間的增加，趨于成熟或衰退的企業(yè)會開始逐漸限制自己的投資活動和規(guī)模，以保持現(xiàn)有的投資水平，此時，企業(yè)投資不足的程度會增加。

五、研究結論及對策建議

1.研究結論

(1)中國文化創(chuàng)意企業(yè)普遍存在融資約束現(xiàn)象。本文通過獨立樣本T檢驗，選取12個財務指標構造融資約束的度量指數(shù)，運用因子分析方法對樣本數(shù)據(jù)進行分析。研究結果顯示：2012-2014年中國文化創(chuàng)意企業(yè)面臨嚴重的融資約束問題，但隨著近年來人們對融資約束問題的重視，融資渠道的拓寬、信用產品的增加，中國文化創(chuàng)意企業(yè)融資約束的狀況逐年有所緩解。

(2)中國文化創(chuàng)意企業(yè)普遍存在非效率投資現(xiàn)象。本文選取固定資產、無形資產、銷售費用與研發(fā)費用之和、應付職工薪酬為投入指標，主營業(yè)務收入為產出指標，運用DEA評價法對樣本數(shù)據(jù)進行分析。結果顯示：中國文化創(chuàng)意企業(yè)2012-2014年DEA有效的樣本量僅占當年樣本總量的7.14%、1.65%、1.10%，表明中國文化創(chuàng)意企業(yè)的整體投資效率偏低，存在大量的非效率投資行為。

(3)中國文化創(chuàng)意企業(yè)投資不足現(xiàn)象較投資過度現(xiàn)象嚴重。本文構建的投資效率回歸模型的結果顯示，2012-2014年中國文化創(chuàng)意企業(yè)投資不足的樣本量占當年樣本總量的54.44%、50.84%、55%，三年投資不足的比重均高于50%，表明中國文化創(chuàng)意企業(yè)非效率投資更偏向于投資不足。

(4)中國文化創(chuàng)意企業(yè)融資約束越嚴重，越容易發(fā)生投資不足現(xiàn)象。本文的回歸模型結果顯示，融資約束與投資不足的回歸系數(shù)是-0.220，小于0，p值是0.008。表明隨著融資約束綜合得分的不斷減小，企業(yè)面臨的融資約束越嚴重，企業(yè)能夠用于投資支出的資金也就越難獲得，投資不足的程度也就越大。即融資約束是中國文化創(chuàng)意企業(yè)投資不足的主要原因，當企業(yè)面臨較為嚴峻的融資約束時，企業(yè)越容易產生投資不足現(xiàn)象。

2.對策建議

雖然近年來隨著社會各界對融資約束問題的關注度日益提升，文化創(chuàng)意企業(yè)的融資約束問題有所緩解，但它依然是制約文化創(chuàng)意企業(yè)發(fā)展的重要因素。

(1)企業(yè)自身層面。文化產業(yè)與科技、金融融合發(fā)展已經成為產業(yè)升級轉型的重要途徑[9]。例如文化創(chuàng)意產業(yè)與互聯(lián)網有著緊密的天然聯(lián)系，互聯(lián)網讓文化產業(yè)有更多發(fā)展活力和發(fā)展動力[10]。然而互聯(lián)網產業(yè)主要以大企業(yè)形態(tài)出現(xiàn)，而文化創(chuàng)意產業(yè)多是中小企業(yè)結合體，如何融入到互聯(lián)網產業(yè)，這是當前企業(yè)如何轉型和自我完善的重要契機。因此，文化創(chuàng)意企業(yè)企業(yè)需要提高自主創(chuàng)新和利用互聯(lián)網金融的能力，突出企業(yè)特色和核心競爭力，合理安排長短期借款、股權與債務融資等優(yōu)化資本結構，同時減輕融資約束對投資不足的影響程度，合理安排投資規(guī)模和投資方向，實現(xiàn)文化創(chuàng)意企業(yè)資源的有效配置。

(2)金融環(huán)境層面。如何拓寬融資渠道是文化創(chuàng)意產業(yè)可持續(xù)發(fā)展的重要難題。銀行等金融機構需要針對文化創(chuàng)意企業(yè)的特殊性，適當放寬文化創(chuàng)意企業(yè)貸款準入條件，縮短放款時間，創(chuàng)新貸款流程和擔保模式，及其結合文化創(chuàng)意企業(yè)特點建立一套科學合理的信用評估體系，開發(fā)豐富多樣的金融文化創(chuàng)意產品，得到互利共贏的效果。同時，隨著互聯(lián)網金融業(yè)的迅猛發(fā)展和創(chuàng)意價值在互聯(lián)網的顯示，促進了文化產業(yè)與互聯(lián)網金融深度融合，在互聯(lián)網平臺下，P2P模式、眾籌模式等都在引導文化產業(yè)融資模式改革，企業(yè)融資約束現(xiàn)象會得到緩解。

(3)科技環(huán)境層面。科學理論、科研成果促進了科技產品融入文化市場，并且為文化產業(yè)的發(fā)展開辟了新途徑，科技創(chuàng)新豐富了文化產業(yè)的內涵，拓展了文化產業(yè)的領域。為此，要著力搭建有效的“政府、文化企業(yè)、各類研究院所和教育機構之間的”文化與科技融合的服務平臺，促進各類文化資源和科技創(chuàng)新要素在文化企業(yè)之間的合理流動；另外，要充分發(fā)揮文化科技創(chuàng)新基金、專項資金的作用，投入有利于提升文化產品在創(chuàng)意、生產、傳播、運營、展示、消費等各環(huán)節(jié)的主導技術、共性技術和配套技術，推動我國科技創(chuàng)新與文化產業(yè)融合發(fā)展，提高文化企業(yè)核心競爭力。

(4)政策環(huán)境層面。中國近年來不斷推出一些新興政策，以大力推進文化產業(yè)向中國國民經濟的支柱產業(yè)發(fā)展。這些政策的發(fā)布使文化創(chuàng)意企業(yè)有了強大的動力，但要實現(xiàn)這一偉大目標，政府仍需要加大對文化創(chuàng)意企業(yè)的扶持力度，給予更多的財稅支持，如提供貸款補貼、貸款擔保，減稅免稅等稅收優(yōu)惠等。同時，政府還需要引導國有銀行等金融機構的資金流向，為文化創(chuàng)意企業(yè)獲取更多的資金支持。文化創(chuàng)意企業(yè)要充分利用政府政策支持和引導作用，促進自身快速發(fā)展。

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(本文責編：辛城)

The Research of the Effect of Financing Constraints on Investment Efficiency of Cultural Creative Enterprise

PAN Yu-xiang1,2,MENG Xiao-mi1，ZHAO Meng-lin1

(1.SchoolofManagement,TianjinPolytechnicUniversity,Tianjin300387，China； 2.CollegeofManagementandEconomics，TianjinUniversity,Tianjin300072，China)

Setting the data of the cultural creative enterprises in China’s 2012-2014 as samples, using data envelopment analysis method, Richardson investment expectation model, factor analysis method and multiple regression method, through the study of the characteristics、financing sources and the influence factors of financing constraints of cultural creative enterprises，this paper mainly studies financing constraints of the cultural creative enterprises and the relationship between financing constraints and the investment efficiency. The results of the study show that, the cultural creative enterprises in our country have the problem of financing constraints and inefficiency investment behavior generally; and under-investment is more significant than over-investment; the more financing constraints they face, the easier under-investment will appear, financing constraints is the important factor which causes the under-investment of the cultural creative enterprises.

cultural creative enterprise; financing constraints; investment efficiency; under-investment; over-investment

2015-12-15

2016-04-26

國家社會科學基金項目“文化創(chuàng)意企業(yè)投融資決策內生機制研究”(12BGL039)；天津市哲學社會科學規(guī)劃項目“京津冀文化產業(yè)資源配置效率評價”(TJGL15-029)；天津市科技發(fā)展戰(zhàn)略規(guī)劃項目“科技型中小企業(yè)創(chuàng)新驅動與創(chuàng)業(yè)導向的可持續(xù)發(fā)展研究”(15ZLZLZF00480)。

潘玉香(1968-)，女，吉林長春人，天津工業(yè)大學管理學院副教授，博士研究生，研究方向：資本市場中的財務與會計問題。

F832.48

A

1002-9753(2016)08-0127-10