段偉宇 劉婷 王艷東 李孟汝 游苗 武勇

[摘 要] 融資約束制約了實體企業(yè)的發(fā)展，而企業(yè)諸多的自身條件又對融資約束起到了不同程度的緩解或加劇作用?；谏轿魇≡跍預股上市的38家制造企業(yè)2013-2017年連續(xù)5年的平衡面板數(shù)據，采用面板數(shù)據固定效應回歸模型，實證分析了影響山西省制造企業(yè)融資約束的內部因素。結果表明，盈利能力、機構投資者、企業(yè)年齡和企業(yè)規(guī)模對融資約束都具有顯著的緩解作用;而財務杠桿和現(xiàn)金持有對融資約束則具有顯著的加劇作用;國有企業(yè)的融資約束程度要顯著小于民營企業(yè);商業(yè)信用對融資約束的作用并不顯著。為有效緩解山西省制造企業(yè)面臨的融資約束，對地方政府、社會主體及企業(yè)自身三個方面提出對策建議。

[關鍵詞] 融資約束;內部因素;制造企業(yè)

[中圖分類號] F425 [文獻標識碼] A [文章編號] 1009-6043（2019）10-0091-04

Abstract： Financing constraints restrict the development of real enterprises， and many of their own conditions have played a different degree of mitigation or exacerbation role in financing constraints. Based on the balanced panel data of 38 manufacturing enterprises listed in Shanghai and Shenzhen A-share market from 2013 to 2017， using panel data fixed effect regression model， this paper empirically analyzes the internal factors that affect the financing constraints of manufacturing enterprises in Shanxi province. The results show that profitability， institutional investors， enterprise age and enterprise size have significant mitigation effects on financing constraints， while financial leverage and cash holding have significant aggravating effects on financing constraints， the degree of financing constraints of state-owned enterprises is significantly smaller than that of private enterprises， and that the effect of commercial credit on financing constraints is not significant. In order to effectively alleviate the financing constraints faced by manufacturing enterprises in Shanxi province， countermeasures and suggestions are put forward for local governments， social subjects and enterprises themselves.

Key words： financing constraints， internal factor， manufacturing enterprise

一、引言

《中國制造2025》（國發(fā)[2015]28號）指出，制造業(yè)是我國國民經濟的主體，是立國之本、興國之器、強國之基。然而，隨著我國經濟發(fā)展進入新常態(tài)，特別是近年來金融領域呈現(xiàn)的“脫實向虛”態(tài)勢，融資約束已成為制約制造企業(yè)穩(wěn)步發(fā)展的一個普遍問題。山西省自從被國務院設立為國家資源型經濟轉型綜合配套改革試驗區(qū)以來，一直在積極推動全省制造企業(yè)的轉型升級，但由于外部環(huán)境和自身條件的限制，制造企業(yè)所面臨的融資約束困境同樣較為普遍（山西省“十三五”工業(yè)和信息化發(fā)展規(guī)劃，晉政發(fā)[2016]56號）。

學術界對企業(yè)融資約束問題的實證研究，始于Fazzari等（1988）。目前，研究主要從兩個方面進行：一是采用實證模型對企業(yè)融資約束的程度進行衡量，這方面的代表性成果有KZ指數(shù)（Kaplan和Zingales，1997）、WW指數(shù)（Whited和Wu，2006）、SA指數(shù)（Hadlock和Pierce，2010）、Q指數(shù)（李焰和張寧，2008）;二是對企業(yè)融資約束的影響因素進行實證檢驗，學者們主要從企業(yè)外部環(huán)境和內部條件兩方面進行研究（Faccio，2006;Gorodnichenko和Schnitzer，2013;郭麗虹和徐曉萍，2012;張曉玫等，2013）。從現(xiàn)有研究來看，不僅對企業(yè)融資約束的衡量方法存在爭議，而且關于影響企業(yè)融資約束的因素也觀點不一。

二、理論假設

由于本文的研究對象（即山西省制造企業(yè)）所處的外部環(huán)境基本相似且來自于相同的行業(yè)，所以本文重點研究企業(yè)自身條件（即企業(yè)內因）對其融資約束的影響。根據國內外研究成果及研究對象的實際情況，本文主要從企業(yè)的股權性質、機構投資者、企業(yè)年齡、企業(yè)規(guī)模、財務杠桿、盈利能力、現(xiàn)金持有、商業(yè)信用八個方面分析其對融資約束的影響。

（一）股權性質與融資約束

本文所指的股權性質，是指企業(yè)的實際控制人的所有權類型。根據這一標準，可將本文研究對象劃分為國有企業(yè)和民營企業(yè)兩類。相較于民營企業(yè)而言，國有企業(yè)具有更強的社會關系網絡，主要表現(xiàn)在國有企業(yè)與政府及銀行保持著更強的政企關系及銀企關系，而這種關系的存在，能夠在一定程度上降低企業(yè)與政府及銀行的信息不對稱程度，從而有利于緩解企業(yè)所面臨的融資約束。Faccio（2006）、郭麗虹和徐曉萍（2012）的實證研究也證明了這種效應的存在。基于以上分析，本文提出假設：

H1：相較于民營企業(yè)，國有企業(yè)面臨的融資約束更小。

（二）機構投資者與融資約束

相較于其他類型的投資者而言，機構投資者由于其所具有的動機和能力方面的獨特性，正越來越成為提高公司治理效率的一支重要力量。理論界和實務界都深刻認識到，機構投資者的積極參與，不僅可以有效緩解資本市場與公司之間的信息不對稱，而且也可以有效降低公司的代理成本。這兩方面的積極作用，不僅提高了外部投資者對公司未來發(fā)展的信心、優(yōu)化了公司的外部融資環(huán)境，而且也極大地降低了公司外部融資的交易成本。因此，機構投資者的參與有利于緩解企業(yè)的融資約束程度?；谝陨戏治?，本文提出假設：

H2：機構投資者持股越多，企業(yè)面臨的融資約束越小。

（三）企業(yè)年齡與融資約束

根據企業(yè)生命周期理論，初創(chuàng)期的企業(yè)剛進入市場不久，還未與銀行建立起良好的銀企關系，同時其內部也缺乏健全的管理機制和規(guī)范的管理制度，因而，此時的企業(yè)與銀行及外部投資者之間的信息不對稱較為嚴重。而成長期的企業(yè)則開始進入盈利狀態(tài)，其對資金有極大需求，但由于在資本市場的聲譽依然不夠高，銀行給予的信貸配額較小，投資者依然處于謹慎狀態(tài)。成熟期的企業(yè)已進入穩(wěn)定階段，具備較大的資產規(guī)模、較好的聲譽以及較高的市場地位，從而有利于獲得投資者的信任。張曉玫等（2013）的研究也表明了這一點?；谝陨戏治?，本文提出假設：

H3：企業(yè)的發(fā)展年齡越長，其所面臨的融資約束越小。

（四）企業(yè)規(guī)模與融資約束

信息不對稱理論表明，信息在資本市場上具有極為重要的作用，而信息量的多寡導致了投資者具有不同的風險與報酬。小規(guī)模企業(yè)相較于大規(guī)模企業(yè)，信息披露不足，信息透明度更低，較為嚴重的信息不對稱和委托代理問題使得小規(guī)模企業(yè)面臨更為嚴重的融資約束;同時，小規(guī)模企業(yè)可用作抵押擔保的資產數(shù)量少且質量低，投資者面臨較大的投資風險，也使得小規(guī)模企業(yè)的融資環(huán)境更為嚴峻。郭麗虹和徐曉萍（2012）的實證研究就表明，小微企業(yè)面臨更為嚴重的信貸約束?；谝陨戏治觯疚奶岢黾僭O：

H4：企業(yè)的資產規(guī)模越大，其所面臨的融資約束越小。

（五）財務杠桿與融資約束

財務杠桿的大小，直接反映了企業(yè)債務水平的高低。雖然財務杠桿的存在，有利于提高股東的報酬率，但是過高的財務杠桿也給投資者帶來了較大的財務風險。隨著企業(yè)財務杠桿的提高，首先是給外部潛在的債權人帶來了較大的償債風險，因而就會加大企業(yè)的債務融資成本;其次，由于股東的索取權順序位于債權人之后，財務杠桿的提高也最終加大了股東的投資風險，因而也會增加企業(yè)的股權融資成本。因此，財務杠桿越高的企業(yè)，其融資能力也將越低，因而其融資將更為困難?；谝陨戏治觯疚奶岢黾僭O：

H5：企業(yè)的財務杠桿越高，其所面臨的融資約束越大。

（六）盈利能力與融資約束

盈利能力是指企業(yè)運用現(xiàn)有資產獲取報酬的能力。一般而言，企業(yè)在資本市場上的資信等級很大程度上是由其盈利能力決定的。因而，盈利能力越強的企業(yè)，不僅能夠形成較大的資產規(guī)模，從而有利于提高其外部融資的能力;而且也有利于提高外部投資者對該企業(yè)的信心，從而有利于降低企業(yè)的外部融資成本。此外，盈利能力越強的企業(yè)，其內源性資金也較為充足，因而也有利于緩解企業(yè)對外源性融資的依賴。基于以上分析，本文提出假設：

H6：企業(yè)的盈利能力越強，其所面臨的融資約束越小。

（七）現(xiàn)金持有與融資約束

現(xiàn)金持有是指企業(yè)在一定時期內持有現(xiàn)金數(shù)量的多少。一般而言，企業(yè)持有現(xiàn)金的動機包括日常交易、預防意外、投資獲利等。現(xiàn)有研究表明（王竹泉等，2015），在宏觀經濟環(huán)境呈現(xiàn)較大程度不確定時，面臨融資約束較大的企業(yè)，為了滿足上述動機，一般都會持有數(shù)量較多的現(xiàn)金。而自由現(xiàn)金流量假說認為，企業(yè)持有較多的現(xiàn)金，會加劇管理者的機會主義行為，給企業(yè)帶來較高的代理成本，這種較為嚴重的代理問題又會進一步損害外部投資者的利益，因而不利于企業(yè)的外部融資?；谝陨戏治?，本文提出假設：

H7：企業(yè)的現(xiàn)金持有越多，其所面臨的融資約束越大。

（八）商業(yè)信用與融資約束

商業(yè)信用是指企業(yè)在日常的商品交易過程中由于延遲付款或延遲交貨而形成的一種企業(yè)間的直接的借貸關系，主要表現(xiàn)為企業(yè)的應付賬款和應付票據。關于商業(yè)信用對企業(yè)融資約束的影響機理，學術界有兩種觀點：一是認為商業(yè)信用的存在可以有效替代企業(yè)對外部銀行貸款的依賴;二是認為商業(yè)信用的存在可以有效補充企業(yè)對銀行信貸資金的需求。本文認為，這兩種理論觀點實際上都表明了商業(yè)信用對企業(yè)融資約束的緩解作用，其是通過降低交易成本和信息不對稱而緩解了企業(yè)融資困境的?；谝陨戏治?，本文提出假設：

H8：企業(yè)的商業(yè)信用越多，其所面臨的融資約束越小。

三、研究設計

（一）樣本選擇

本文選取在我國滬深A股上市的山西省38家制造企業(yè)為研究樣本，樣本數(shù)據使用2013年至2017年連續(xù)5年的平衡面板數(shù)據，共190個觀測值。對于樣本數(shù)據中的個別缺失值和異常值，本文采用移動平均法進行處理。使用連續(xù)5年的樣本數(shù)據，是為了使研究樣本保持在相同的窗口期，從而避免研究對象的外部環(huán)境不一致所導致的樣本選擇偏差問題。本文所有樣本數(shù)據均來自于CSMAR數(shù)據庫。

（二）變量定義

1.被解釋變量

本文的被解釋變量是融資約束（用FC表示）。如前文所述，目前學術界對融資約束程度的衡量方法有多種，但考慮到KZ指數(shù)、WW指數(shù)及SA指數(shù)都是針對國外企業(yè)融資約束的衡量方法，其對中國企業(yè)的識別度有限（李焰和張寧，2008）。因此，本文采用李焰和張寧（2008）提出的Q指數(shù)來衡量企業(yè)的融資約束程度。

Q=0.18X1+0.16X2+0.17X3+0.11X4-0.11X5+0.12X6+0.15X7

其中，Q指數(shù)的值越小，表明企業(yè)的融資約束程度越大;X1表示企業(yè)本年度經營活動產生的現(xiàn)金凈流量與上年度資產總額的比值;X2表示企業(yè)本年度資本性支出凈額與上年度資產總額的比值;X3表示企業(yè)本年度較上年度的存貨增長率;X4表示企業(yè)本年度貨幣資金存量與上年度資產總額的比值;X5表示企業(yè)本年度負債總額與股東權益總額的比值;X6表示企業(yè)本年度股利分配額與上年度資產總額的比值;X7表示企業(yè)本年度息稅前利潤與利息支出的比值。

2.解釋變量

本文的解釋變量包括股權性質（用OWN表示，按照企業(yè)實際控制人的所有權類型，國有企業(yè)取值為1，民營企業(yè)取值為0）、機構投資者（用INS表示，用機構投資者持股比例衡量）、企業(yè)年齡（用AGE表示，用企業(yè)成立年限的自然對數(shù)衡量）、企業(yè)規(guī)模（用LNA表示，用企業(yè)資產總額的自然對數(shù)衡量）、財務杠桿（用LEV表示，用企業(yè)資產負債率衡量）、盈利能力（用ROA表示，用企業(yè)資產凈利率衡量）、現(xiàn)金持有（用CASH表示，用企業(yè)經營活動產生的現(xiàn)金凈流量與資產總額的比值衡量）、商業(yè)信用（用COM表示，用企業(yè)應付賬款、應付票據與預收賬款三者之和與資產總額的比值衡量）。

（三）模型設定

本文采用多元回歸模型來檢驗理論假設，建立的計量模型為：

FCit=α0+β1OWNit+β2INSit+β3AGEit+β4LNAit+β5LEVit+β6ROAit+β7CASHit+β8COMit+γi+γt+εit

其中，α0表示常數(shù)項;β1-β8表示解釋變量的回歸系數(shù);γi表示控制個體特征的變量;γt表示控制時間特征的變量;εit表示誤差項;i表示第i家樣本企業(yè)，t表示第t年。

四、實證檢驗

（一）描述性統(tǒng)計

本文基于山西省38家制造企業(yè)2013-2017年連續(xù)5年的年度數(shù)據，對研究變量進行描述性統(tǒng)計，以考察樣本企業(yè)的總體統(tǒng)計特征，結果見表1。

由表1可知，全樣本企業(yè)融資約束程度的均值為1.1358，雖然根據李焰和張寧（2008）的判定標準，當Q值大于0.95時表示企業(yè)的融資約束較小，但考慮到樣本企業(yè)融資約束的標準差（3.2916）較大，因而也說明樣本企業(yè)中有相當一部分企業(yè)的融資約束程度較大;機構投資者持股的均值為0.0423，說明樣本企業(yè)中機構股東的持股比例較低;財務杠桿的均值為0.5445，說明樣本企業(yè)的債務水平較為合理;盈利能力的均值為0.0134，表明樣本企業(yè)的盈利能力較弱;現(xiàn)金持有的均值為0.0219，表明樣本企業(yè)的現(xiàn)金持有量較少;商業(yè)信用的均值為0.1538，表明樣本企業(yè)較多借助商業(yè)信用的方式籌資。

此外，本文對樣本企業(yè)的進一步分組統(tǒng)計發(fā)現(xiàn)，國有企業(yè)融資約束程度的均值為1.1479，民營企業(yè)融資約束程度的均值為1.0594，這總體表明國有企業(yè)比民營企業(yè)面臨的融資約束更小;成立年限為6-10年企業(yè)的融資約束程度的均值為0.5604，成立年限為11-15年企業(yè)的融資約束程度的均值為0.2751，成立年限為16-20年企業(yè)的融資約束程度的均值為0.7699，成立年限為21-25年企業(yè)的融資約束程度的均值為1.3497，成立年限為26-30年企業(yè)的融資約束程度的均值為5.4478，這基本表明成立年限越長的企業(yè)面臨的融資約束越小;資產規(guī)模較小企業(yè)的融資約束程度的均值為0.1415，資產規(guī)模中等企業(yè)的融資約束程度的均值為1.2010，資產規(guī)模較大企業(yè)的融資約束程度的均值為3.2014，這基本表明資產規(guī)模越大的企業(yè)面臨的融資約束越小。

（二）回歸結果分析

本文使用的樣本數(shù)據是平衡面板數(shù)據。經過Hausman檢驗，表明本文適合采用固定效應面板數(shù)據模型進行回歸，估計方法為Pooled EGLS（Cross-sectionweights），結果見表2。

由表2可知，股權性質（OWN）的回歸系數(shù)為0.1156，顯著性水平為5%，表明山西省制造企業(yè)中的國有企業(yè)要比民營企業(yè)所面臨的融資約束程度更小，本文假設H1成立。機構投資者（INS）的回歸系數(shù)為2.1941，顯著性水平為1%，說明機構投資者持股越多，就越有利于緩解山西省制造企業(yè)所面臨的融資約束，本文假設H2成立。

企業(yè)年齡（AGE）的回歸系數(shù)為0.3173，顯著性水平為10%，表明隨著企業(yè)成立年限的延長，企業(yè)就越有能力破解面臨的融資約束困境，本文假設H3成立。企業(yè)規(guī)模（LNA）的回歸系數(shù)為0.0475，顯著性水平為1%，但其影響程度較小，說明隨著企業(yè)資產規(guī)模的擴大，企業(yè)所面臨的融資約束程度將變小，本文假設H4成立。

財務杠桿（LEV）的回歸系數(shù)為-2.9912，顯著性水平為1%，這表明企業(yè)的債務水平越高，其融資難度也越大，面臨的融資約束也將越大，本文假設H5成立。盈利能力（ROA）的回歸系數(shù)為13.6280，顯著性水平為1%，說明企業(yè)獲取利潤的能力越強，投資者就越信賴該企業(yè)，因而其所面臨的融資約束就越小，本文假設H6成立。

現(xiàn)金持有（CASH）的回歸系數(shù)為-1.4423，顯著性水平為1%，表明企業(yè)持有的現(xiàn)金越多，主要是為了應對融資約束的困境，因而其融資約束也越大，本文假設H7成立。商業(yè)信用（COM）的回歸系數(shù)為0.3132，但其影響并不顯著，說明對于山西省制造企業(yè)而言，商業(yè)信用并不會對融資約束產生影響，本文假設H8不成立。

此外，從表2中各個解釋變量回歸系數(shù)的絕對值大小可以看出，對山西省制造企業(yè)的融資約束程度產生顯著影響的各個因素，按照其影響程度的大小，依次是盈利能力（ROA）、財務杠桿（LEV）、機構投資者（INS）、現(xiàn)金持有（CASH）、企業(yè)年齡（AGE）、股權性質（OWN）、企業(yè)規(guī)模（LNA），而商業(yè)信用（COM）并不產生顯著影響。

五、結論與建議

本文基于在我國滬深A股上市的山西省38家制造企業(yè)2013-2017年連續(xù)5年的年度數(shù)據，采用平衡面板數(shù)據固定效應回歸模型，從企業(yè)內因的視角，理論分析并實證檢驗了影響山西省制造企業(yè)融資約束的因素。通過研究，得出以下結論：

第一，通過利用具有較好識別度的Q指數(shù)來衡量企業(yè)的融資約束程度，表明山西省制造企業(yè)普遍面臨融資約束，并且其中有相當一部分企業(yè)的融資約束程度較大。

第二，盈利能力是緩解山西省制造企業(yè)融資約束的最重要因素，盈利能力越強的企業(yè)所面臨的融資約束越小，說明“自力更生”才是改善企業(yè)融資困境的有效途徑。

第三，財務杠桿則是加劇山西省制造企業(yè)融資約束的重要因素，財務杠桿越高的企業(yè)所面臨的融資約束越大，表明我國目前“去杠桿”政策對實體企業(yè)的重要意義。

第四，機構投資者持股、現(xiàn)金持有數(shù)量、所有權性質、企業(yè)年齡和企業(yè)規(guī)模也是影響山西省制造企業(yè)融資約束的重要內因，而商業(yè)信用對融資約束的影響并不顯著。具體而言，機構投資者持股、企業(yè)年齡和企業(yè)規(guī)模都有利于企業(yè)緩解面臨的融資約束程度;企業(yè)現(xiàn)金持有數(shù)量則不利于融資約束程度的降低;國有企業(yè)由于其具有較好的政企關系、銀企關系等社會關系網絡，更容易獲得外部融資，因而其面臨的融資約束程度較民營企業(yè)要小。

基于本文的研究結論，為有效緩解山西省制造企業(yè)面臨的融資約束，提出以下三個方面的對策建議：

首先，地方政府方面。一是地方政府除了應進一步優(yōu)化國家的貨幣政策與財稅政策對企業(yè)的傳導機制和路徑外，還應注重受益企業(yè)的結構調整，尤其是讓更多民營企業(yè)充分受益于各種政策優(yōu)惠。二是地方政府及國家相關監(jiān)管機構應進一步優(yōu)化企業(yè)的外部治理環(huán)境，尤其是上市公司的信息披露環(huán)境;對于非上市企業(yè)則應進一步完善信用制度環(huán)境。

其次，社會主體方面。一是金融機構除了應進一步貫徹落實好國家對于扶持和鼓勵實體經濟發(fā)展的各項政策外，還應更加積極主動地開展多種服務實體經濟的活動，尤其是銀行機構應主動與實體企業(yè)建立健康的銀企關系。二是應充分發(fā)揮社會主體的優(yōu)勢，積極設立多種營利性或非營利的面向實體企業(yè)尤其是中小微企業(yè)的融資擔保機構或互助機構。

第三，企業(yè)自身方面。一是股份制企業(yè)應積極引入各種機構投資者，尤其是戰(zhàn)略性的機構投資者，以改善自身的治理狀況;非股份制企業(yè)則應更加注重自身的信用建設和規(guī)范化管理。二是企業(yè)應積極謀求自身的發(fā)展壯大，通過利用兼并重組、組建聯(lián)盟等方式，建立企業(yè)的內部資本市場。三是企業(yè)應合理控制并積極調整自身的財務杠桿和現(xiàn)金持有水平。

由于數(shù)據來源的限制，本文的研究樣本只是選取了上市企業(yè)，這可能導致樣本的代表性受到一定影響，未來的研究應充分重視對非上市企業(yè)尤其是小微企業(yè)的實地調研來采集一手數(shù)據。此外，本文只是分析了影響企業(yè)融資約束的內部因素，未來的研究應進一步挖掘企業(yè)外部環(huán)境通過內部條件進而影響融資約束的機制和路徑。

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[責任編輯：王鳳娟]