■羅棟梁，竇寶琦

一、引言

2020年我國工業(yè)增加值達(dá)到31.31萬億元，其中制造業(yè)連續(xù)11年位居世界第一。但是，我國工業(yè)仍不夠“強(qiáng)”，產(chǎn)能利用率不高導(dǎo)致了工業(yè)企業(yè)經(jīng)營困難、市場難以出清、金融風(fēng)險累積等問題，制約了我國經(jīng)濟(jì)高速發(fā)展（郭朝先，2019）。因此，實現(xiàn)工業(yè)高質(zhì)量發(fā)展，不僅需要提高企業(yè)產(chǎn)能利用率，還要求企業(yè)合理配置資產(chǎn)。若企業(yè)在資金短缺時采用“短貸長投”等投融資期限錯配方法，雖然可以暫時滿足企業(yè)資金需求，但會給企業(yè)帶來較大風(fēng)險。

工業(yè)企業(yè)需要較多資金投入，尤其是對于重資產(chǎn)、高負(fù)債、產(chǎn)能利用率低下的工業(yè)企業(yè)來說，投融資期限錯配問題更為突出，會用短期資金去維持企業(yè)長期投資，使企業(yè)陷入不利境地。因此應(yīng)特別重視工業(yè)企業(yè)投融資期限錯配問題，并關(guān)注工業(yè)企業(yè)的產(chǎn)能利用率與企業(yè)投融資期限錯配之間的關(guān)系。

現(xiàn)有文獻(xiàn)對產(chǎn)能利用率和投融資期限錯配進(jìn)行了充足研究，但仍有待細(xì)化補(bǔ)充的地方：第一，學(xué)者們大多以產(chǎn)能過剩視角研究產(chǎn)能利用率對企業(yè)、行業(yè)和社會的影響，但很少關(guān)注其對企業(yè)內(nèi)部資產(chǎn)配置結(jié)構(gòu)的影響；第二，鮮有學(xué)者研究投融資期限錯配的產(chǎn)能成因，不能全面把握投融資期限錯配成因。因此，有必要考察產(chǎn)能利用率是否影響企業(yè)投融資期限錯配。

本文的邊際貢獻(xiàn)在于：第一，研究發(fā)現(xiàn)了企業(yè)生產(chǎn)決策與財務(wù)決策之間的關(guān)系，提高企業(yè)的產(chǎn)能利用率能夠減少企業(yè)投融資期限錯配；第二，豐富了投融資期限錯配成因研究內(nèi)容。現(xiàn)有研究從宏觀和微觀層面對企業(yè)投融資期限錯配成因進(jìn)行了多角度探討，但很少從生產(chǎn)角度開展研究。

二、理論分析與研究假設(shè)

（一）產(chǎn)能利用率對投融資期限錯配的影響

產(chǎn)能利用率不足本質(zhì)上是一種資源錯配，在外部市場表現(xiàn)為供應(yīng)與需求不匹配，在企業(yè)內(nèi)部表現(xiàn)為投入與產(chǎn)出不匹配。產(chǎn)能利用率不足既可能是企業(yè)主動的選擇，也可能是企業(yè)被動的選擇。不管主動還是被動的產(chǎn)能利用率不足，都會對企業(yè)投融資期限錯配產(chǎn)生影響。

主動的產(chǎn)能利用率不足會給企業(yè)帶來一些“好處”，如降低單位成本、提高行業(yè)壁壘、防止其他潛在競爭者進(jìn)入行業(yè)。但當(dāng)企業(yè)主動選擇不充分利用產(chǎn)能時，則需要在生產(chǎn)環(huán)節(jié)投入更多資金，也需要獲得更多資金以彌補(bǔ)其他環(huán)節(jié)資金需求，導(dǎo)致企業(yè)很難再關(guān)注投資期限與融資期限是否匹配的問題。

當(dāng)主動選擇不充分利用產(chǎn)能的企業(yè)在行業(yè)中占有一定比例時，行業(yè)內(nèi)其他企業(yè)也可能會盲目追求，從而形成產(chǎn)能利用率不足惡性循環(huán)。同時，產(chǎn)能過剩企業(yè)影響到了行業(yè)內(nèi)其他企業(yè)正常的資金周轉(zhuǎn)，生產(chǎn)資金無法回收，使其他企業(yè)陷入了資金供不應(yīng)求的局面，出現(xiàn)投資與融資不匹配等問題。此時，金融機(jī)構(gòu)出于降低自身風(fēng)險的考慮，也不愿意為這些企業(yè)提供長期資金，企業(yè)不得不將短期資金投入長期投資中。

不管主動還是被動的產(chǎn)能利用率不足，產(chǎn)能利用率不足的形成和去除都需要一個日積月累的過程。而短貸長投作為一種激進(jìn)的投融資期限錯配模式，以期能以最小的融資成本獲得最大的投資收益，對于盈利水平下降的產(chǎn)能過剩企業(yè)來說，確實可以解一時之急。因此，提出研究假設(shè)1。

H1：產(chǎn)能利用率下降會提高企業(yè)投融資期限錯配水平。

（二）產(chǎn)能利用率影響企業(yè)投融資期限錯配的機(jī)制分析

1.經(jīng)營績效的中介效應(yīng)

產(chǎn)能利用率不足會給企業(yè)帶來存貨的增加、收入的降低，導(dǎo)致企業(yè)盈利水平下降（周勁和付保宗，2011）。而經(jīng)營績效的下滑又會導(dǎo)致企業(yè)投融資期限錯配水平的升高，這是因為企業(yè)外部融資者會挑選資金使用者。企業(yè)外部融資提供者將企業(yè)未來收益作為重點考察因素，不會為資金回收沒有保障的企業(yè)服務(wù)。產(chǎn)能利用率低下的企業(yè)經(jīng)營績效持續(xù)下滑，難以獲得穩(wěn)定的長期資金來源，只好將短期貸款投入長期投資中，出現(xiàn)投融資期限錯配。因此，提出研究假設(shè)2。

H2：產(chǎn)能利用率越低，企業(yè)的經(jīng)營績效越低，進(jìn)而導(dǎo)致企業(yè)投融資期限錯配水平更高。

2.現(xiàn)金流的中介效應(yīng)

產(chǎn)能利用率低會對企業(yè)的現(xiàn)金流水平產(chǎn)生影響。當(dāng)產(chǎn)能利用率較低時，企業(yè)的收益下降，留存收益減少，從而減少了企業(yè)現(xiàn)金流。特別是在過剩產(chǎn)能不能及時化解時，經(jīng)營狀況持續(xù)惡化，企業(yè)創(chuàng)造現(xiàn)金流的能力有限（劉斌和張列柯，2018）?，F(xiàn)金流不足意味著企業(yè)日常經(jīng)營和投資資金不足，也不能及時償還到期債務(wù)?，F(xiàn)金流是企業(yè)內(nèi)源性融資基礎(chǔ)（付文林和趙永輝，2014），而高的外部融資要求企業(yè)必須有足夠的內(nèi)部資金。這意味著企業(yè)從內(nèi)外部都很難獲得符合自己需求數(shù)量和期限的資金，從而導(dǎo)致企業(yè)出現(xiàn)投融資期限錯配問題。因此，企業(yè)在產(chǎn)能利用率低下的情況下會出現(xiàn)現(xiàn)金流下降，從而導(dǎo)致投融資期限錯配水平的上升。因此，提出研究假設(shè)3。

H3：產(chǎn)能利用率越低，企業(yè)的現(xiàn)金流水平越低，進(jìn)而導(dǎo)致企業(yè)投融資期限錯配水平更高。

（三）產(chǎn)能利用率影響企業(yè)投融資期限錯配的異質(zhì)性分析

1.產(chǎn)權(quán)異質(zhì)性

在出現(xiàn)產(chǎn)能利用率不足時，國有企業(yè)和非國有企業(yè)的后果卻不同。國有企業(yè)資本收益率雖不如非國有企業(yè)，但它在國民經(jīng)濟(jì)中的特殊地位，決定了它能夠獲得的銀行貸款和政府補(bǔ)助比非國有企業(yè)多。即使是產(chǎn)能嚴(yán)重過剩已經(jīng)成為僵尸企業(yè)的國有企業(yè)，也可以通過政府補(bǔ)貼、稅收優(yōu)惠和銀行貸款維持生存（申廣軍，2016）。因此，同樣是產(chǎn)能利用率低下，國有企業(yè)面臨各項壓力要小于非國有企業(yè)，產(chǎn)能利用率對企業(yè)投融資期限錯配的影響對國有企業(yè)來說并不顯著，在非國有企業(yè)中則不然。因此，提出研究假設(shè)4。

H4：產(chǎn)能利用率對企業(yè)投融資期限錯配的影響在非國有企業(yè)顯著，而在國有企業(yè)不顯著。

2.地區(qū)異質(zhì)性

企業(yè)所處環(huán)境對企業(yè)的債務(wù)融資活動會產(chǎn)生重要影響。受諸多因素影響，東、中、西部地區(qū)企業(yè)在產(chǎn)能利用率和投融資選擇上也存在不同。在產(chǎn)能利用率上，東部地區(qū)遠(yuǎn)高于其他地區(qū)，中、西部地區(qū)則較為接近。得益于東部地區(qū)較為完善的金融體制和更為充足的資金，東部地區(qū)企業(yè)融資渠道更多元化，股權(quán)融資和債券融資等更便捷化，在資金分配上會更為大膽激進(jìn)，即使出現(xiàn)了產(chǎn)能利用率下滑，企業(yè)也會采取激進(jìn)的投資策略，投融資期限錯配水平會更高。而西部地區(qū)則恰恰相反。中部地區(qū)地理位置上靠近東部地區(qū)，很可能受到東部地區(qū)的影響。因此，提出研究假設(shè)5。

H5：產(chǎn)能利用率對企業(yè)投融資期限錯配的影響在東中部地區(qū)顯著，而在西部地區(qū)不顯著。

三、研究設(shè)計

（一）數(shù)據(jù)選取與樣本來源

選擇我國工業(yè)行業(yè)A股上市公司作為研究樣本，時間跨度為2012—2020年。剔除ST、*ST公司以及缺失值較多的公司，共得到12041個樣本。同時，為避免異常值和極端值的影響，對樣本進(jìn)行了1%和99%分位數(shù)的Winsorize縮尾處理。數(shù)據(jù)主要來自Wind數(shù)據(jù)庫、國泰安數(shù)據(jù)庫和中國工業(yè)統(tǒng)計年鑒，使用的計量軟件為DEAP2.1和STATA14.0。

（二）變量選取

1.產(chǎn)能利用率（CU）

使用三階段DEA模型對產(chǎn)能利用率進(jìn)行測度。在具體的測度過程中，選擇固定資產(chǎn)凈額和員工人數(shù)作為投入指標(biāo)，營業(yè)總收入和凈利潤作為產(chǎn)出指標(biāo)，將政府補(bǔ)助占營業(yè)收入比例、金融扶持力度和赫芬達(dá)爾—赫希曼指數(shù)作為環(huán)境變量。為去除CPI變化影響，以2010年為基期，使用固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)對固定資產(chǎn)凈額進(jìn)行平減，使用工業(yè)品出廠價格指數(shù)分別對營業(yè)總收入和凈利潤進(jìn)行平減。由于DEA模型要求投入指標(biāo)個數(shù)與產(chǎn)出指標(biāo)個數(shù)之和大于生產(chǎn)單元數(shù)量，因此剔除了行業(yè)中企業(yè)數(shù)量小于8的行業(yè)?？紤]到產(chǎn)能利用率對投融資期限錯配的影響可能存在滯后性，故將產(chǎn)能利用率數(shù)據(jù)提前一期，因此在實證分析過程中，僅使用2011—2019年的產(chǎn)能利用率結(jié)果。

2.投融資期限錯配水平（SFLI）

投融資期限錯配是資金的使用期限與債務(wù)期限不相匹配，可以分為“短貸長投”和“長貸短投”。其中“短貸長投”的危害性最大，將短期融資投入需要長期資金的項目中，極有可能導(dǎo)致企業(yè)現(xiàn)金鏈斷裂，因此學(xué)者們在研究投融資期限錯配時大多關(guān)注企業(yè)短貸長投問題。目前國內(nèi)學(xué)者對投融資期限錯配的衡量方法主要有兩種：一是用單一比率衡量企業(yè)的債務(wù)期限結(jié)構(gòu)（如孫錚等，2005）；二是通過構(gòu)建模型，考察企業(yè)的債務(wù)與資產(chǎn)的匹配程度（鐘凱等，2016；劉曉光和劉元春，2019）。本文參考鐘凱等（2016）的做法，投融資期限錯配水平用短貸長投進(jìn)行測度。這種方法將企業(yè)的資金缺口量化，利用長期資金缺口去衡量企業(yè)的短貸長投水平。該指標(biāo)越大，說明企業(yè)在長期投資中投入的短期資金越多。具體公式為：投融資期限錯配水平=購建固定資產(chǎn)等投資活動現(xiàn)金支出-（長期借款本期增加額+本期權(quán)益增加額+經(jīng)營活動現(xiàn)金凈流量+出售固定資產(chǎn)現(xiàn)金流入）。

在控制變量方面，參考劉曉光和劉元春（2019）等，選擇資產(chǎn)負(fù)債率（LEV）、托賓Q值（TOBIN′S Q）、Herfindahl5指數(shù)（H5）、上市年限（AGE）、機(jī)構(gòu)持股比例（INVEST）、是否為風(fēng)險融資體征（RISK）和市場競爭程度（HHI）作為控制變量。具體定義如表1所示。

表1 控制變量定義

（三）模型設(shè)定

1.產(chǎn)能利用率的測度模型

三階段DEA模型分為三個階段。第一階段是傳統(tǒng)DEA方法，且大多使用BCC模型。BCC模型是一種以規(guī)模報酬可變?yōu)榧僭O(shè)，以投入為導(dǎo)向的DEA模型。BCC模型如下：

通過BCC模型計算得到的是綜合技術(shù)效率（TE），可以表示為：綜合技術(shù)效率（TE）=規(guī)模效率（SE）×純技術(shù)效率（PTE）。

第二階段通過構(gòu)建隨機(jī)前沿分析模型，以剔除環(huán)境因素和隨機(jī)誤差的影響。Fried et al.（2002）認(rèn)為，企業(yè)會受到管理無效率、環(huán)境因素和統(tǒng)計噪聲的影響，因此第二階段是為了去除環(huán)境變量和隨機(jī)誤差的影響，避免各企業(yè)處于不同的外部環(huán)境之中。第二階段的模型為：

第三階段是將經(jīng)第二階段調(diào)整后的投入和產(chǎn)出指標(biāo)再次投入BCC模型中進(jìn)行運算，這個階段得到的產(chǎn)能利用率去除了環(huán)境變量和隨機(jī)誤差項的干擾，較第一階段更為準(zhǔn)確。

2.投融資期限錯配存在性的檢驗?zāi)Ｐ?/p>

如前所述，參考鐘凱等（2016）的做法對投融資期限錯配水平進(jìn)行測度。但是，尚需對投融資期限錯配存在性進(jìn)行測度。通過構(gòu)建“投資—短期貸款”敏感性模型來確定我國工業(yè)行業(yè)A股上市公司中是否存在投融資期限錯配。具體模型為：

上式中，INV代表企業(yè)i在第t期現(xiàn)金流量表中的購建固定資產(chǎn)、無形資產(chǎn)和其他長期資產(chǎn)支付的現(xiàn)金，CFO代表經(jīng)營活動產(chǎn)生的現(xiàn)金流量凈額，SHORTTERMDEBT、LONGTERMDEBT分別為企業(yè)短期和長期信貸當(dāng)期增量。以上三項均使用上一年度總資產(chǎn)對規(guī)模效應(yīng)進(jìn)行剔除。SIZE為資產(chǎn)規(guī)模，TOBIN′S Q為托賓Q值，LEV為資產(chǎn)負(fù)債率。同時，也對樣本的行業(yè)和年度進(jìn)行控制，減少回歸結(jié)果中外部因素影響。

3.產(chǎn)能利用率對投融資期限錯配影響的模型

為檢驗我國工業(yè)行業(yè)A股上市公司產(chǎn)能利用率對投融資限期錯配水平的影響，構(gòu)建如下回歸模型：

在計算產(chǎn)能利用率時，投入、產(chǎn)出等指標(biāo)都是以年為單位，而且是在年度結(jié)束后的第二年才能計算出該年度實際的產(chǎn)能利用率。因此在上述模型的構(gòu)建中，將時間滯后一期，考察第t-1期的產(chǎn)能利用率對第t期投融資期限錯配水平的影響。

（四）描述性統(tǒng)計分析

我國工業(yè)行業(yè)產(chǎn)能利用率的平均數(shù)為0.749，略超過標(biāo)準(zhǔn)產(chǎn)能利用率0.72，說明企業(yè)產(chǎn)能利用率還有待進(jìn)一步提高。投融資期限錯配水平的平均值為-0.099，中位數(shù)為-0.069，說明在我國工業(yè)行業(yè)上市公司中，投融資期限錯配問題普遍存在。是否為風(fēng)險融資體征的平均值為0.156，說明樣本中有15.6%的企業(yè)的息稅前利潤不能夠覆蓋利息。資產(chǎn)負(fù)債率、托賓Q值、Herfindahl5指數(shù)、上市年限、機(jī)構(gòu)持股比例的最大值和最小值也反映出了我國工業(yè)行業(yè)A股上市公司在資產(chǎn)、負(fù)債和股權(quán)結(jié)構(gòu)等方面存在著較大的差異。市場競爭程度的最小值為0.015，最大值為0.396，中位數(shù)為0.080，說明工業(yè)中各行業(yè)的市場競爭程度存在較大差異。

表2 主要變量描述性統(tǒng)計

四、產(chǎn)能利用率分析與投融資期限錯配存在性檢驗

（一）我國工業(yè)行業(yè)上市公司產(chǎn)能利用率分析

使用三階段DEA模型得到了我國工業(yè)行業(yè)A股上市公司在2011—2019年的產(chǎn)能利用率。從第一階段各行業(yè)產(chǎn)能利用率看，各行業(yè)的產(chǎn)能利用率都處于波動狀態(tài)，產(chǎn)能利用率整體較低，在0.6附近波動，行業(yè)產(chǎn)能過剩情況較為明顯。

在第二階段回歸結(jié)果中，各年度中各變量的回歸系數(shù)各不相同。2011—2014年，政府補(bǔ)助與兩個投入變量的回歸系數(shù)均為正，說明此時增加政府補(bǔ)助會導(dǎo)致產(chǎn)出減少或投入浪費；在此后的2015—2019年度，政府補(bǔ)助與固定資產(chǎn)凈額的回歸系數(shù)依舊為負(fù)，但與員工人數(shù)的回歸系數(shù)為負(fù)，說明增加政府補(bǔ)助有利于減少員工投入的冗余。

第三階段的測度結(jié)果較第一階段更為平穩(wěn)。以紡織業(yè)為例，產(chǎn)能利用率的最大值為2015年的0.882，最小值為2019年的0.641，差距縮小很多，更符合實際情況。從第三階段來看，我國工業(yè)行業(yè)的產(chǎn)能過剩情況并不嚴(yán)重，處于較為合理的狀態(tài)。但這不代表著產(chǎn)能過剩并不存在，如電氣機(jī)械及器材制造業(yè)，產(chǎn)能利用率還是處于低迷狀態(tài)。另外，行業(yè)產(chǎn)能利用情況較好不意味著行業(yè)中的企業(yè)產(chǎn)能利用狀況均良好。

另外，參考董敏杰等（2015）的做法，將72%作為產(chǎn)能利用率的標(biāo)準(zhǔn)，從而得到各年度企業(yè)總數(shù)和產(chǎn)能利用率在0.72以下的產(chǎn)能過剩企業(yè)數(shù)量（見表3）。從表中可以看到，僅2011年、2014年和2015年三年產(chǎn)能過剩企業(yè)所占比例低于40%，2016—2018年該比例甚至逼近50%。說明企業(yè)之間產(chǎn)能利用率有很大差異。

表3 產(chǎn)能過剩企業(yè)占比

（二）我國工業(yè)行業(yè)上市公司投融資期限錯配存在性檢驗

用模型（6）檢驗了我國工業(yè)行業(yè)A股上市公司投融資期限錯配的存在性，回歸結(jié)果如表4所示。列（1）是對所有樣本進(jìn)行回歸的結(jié)果，企業(yè)短期貸款本期增加額與長期投資之間的系數(shù)為0.165，在1%的水平上顯著，表明在我國工業(yè)行業(yè)A股上市公司中，“投資—短期貸款”具有顯著的正向敏感性。列（2）（3）分別對國有企業(yè)和非國有企業(yè)的“投資—短期貸款”敏感性進(jìn)行測試，結(jié)果顯示投融資期限錯配問題在國有企業(yè)和非國有企業(yè)中均存在。

表4 投融資期限錯配的存在性檢驗

五、實證分析

對主要變量進(jìn)行了Person相關(guān)性分析，結(jié)果如表5所示。可以看到產(chǎn)能利用率與投融資期限錯配水平的相關(guān)系數(shù)為-0.059，在1%的水平上顯著，初步說明產(chǎn)能利用率和投融資期限錯配水平之間存在著負(fù)相關(guān)關(guān)系。對主要變量間的多重共線性進(jìn)行了檢驗，結(jié)果發(fā)現(xiàn)VIF值均小于10，說明模型中不存在多重共線性問題。

表5 相關(guān)性分析

（一）基本回歸

用模型（7）檢驗產(chǎn)能利用率與投融資期限錯配水平之間關(guān)系，回歸結(jié)果如表6所示。在表6中列（1），CU的系數(shù)為-0.044，在1%水平上顯著，說明產(chǎn)能利用率與投融資期限錯配之間存在負(fù)向關(guān)系，即產(chǎn)能利用率越低，企業(yè)投融資期限錯配水平越高，假設(shè)1得到驗證。以72%作為產(chǎn)能利用率的標(biāo)準(zhǔn)，將全部樣本分為兩組，列（2）和列（3）分別為產(chǎn)能利用率高組和產(chǎn)能利用率低組的回歸結(jié)果。在產(chǎn)能利用率高組，CU的回歸系數(shù)為-0.054，在5%的水平上顯著；在產(chǎn)能利用率低組中，CU的回歸系數(shù)為-0.018，不顯著。說明產(chǎn)能利用率與投融資期限錯配水平之間的負(fù)向關(guān)系在產(chǎn)能利用率高組企業(yè)中更為顯著。

表6 產(chǎn)能利用率對投融資期限錯配水平影響的回歸結(jié)果

（二）內(nèi)生性檢驗

在檢驗產(chǎn)能利用率與投融資期限錯配水平之間關(guān)系時，已將自變量產(chǎn)能利用率滯后一期，能夠在一定程度上減少可能存在的內(nèi)生性問題。在此基礎(chǔ)上，選擇工具變量法、一階差分以進(jìn)一步消除內(nèi)生性的影響，以驗證上文的實證結(jié)果。

1.工具變量法

使用上一年度行業(yè)產(chǎn)能利用率平均值（CU）作為工具變量，運用二階段最小二乘法（2SLS），對產(chǎn)能利用率與投融資期限錯配水平的關(guān)系進(jìn)行檢驗。表7列（1）和列（2）分別是工具變量第一階段和第二階段的回歸結(jié)果。CU的回歸系數(shù)為0.999，CU的回歸系數(shù)為-0.059，均在1%的水平上顯著，回歸系數(shù)符號也與表6的回歸結(jié)果一致。即使用行業(yè)產(chǎn)能利用率平均值作為工具變量進(jìn)行回歸后，產(chǎn)能利用率與投融資期限錯配水平之間的關(guān)系仍然成立，說明主要回歸結(jié)果沒有受到內(nèi)生性的影響。同時，也對工具變量有效性進(jìn)行了檢驗。在DWH檢驗中，Durbin和Wu-Hausman檢驗的p值為0.0762和0.0764，均小于0.1，說明自變量是內(nèi)生的；弱工具變量檢驗中，回歸R、調(diào)整R和偏R的值分別為0.4564、0.4560、0.4121，最小特征值統(tǒng)計量為8433.09，說明該工具變量不是弱工具變量，是有效的。

表7 內(nèi)生性檢驗的結(jié)果

2.一階差分

使用一階差分來檢驗可能存在的內(nèi)生性問題，檢驗結(jié)果如表7中列（3）所示。表中CU的系數(shù)為-0.054，在1%的水平上顯著。該結(jié)果與表6的回歸結(jié)果一致，即產(chǎn)能利用率的下降會導(dǎo)致企業(yè)投融資期限錯配水平的上升，說明主要回歸結(jié)果沒有受到內(nèi)生性的影響。

（三）穩(wěn)健性檢驗

通過設(shè)置啞變量、替換解釋變量、更換研究模型等方法進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗，結(jié)果顯示，實證結(jié)果穩(wěn)健。

1.設(shè)置啞變量

參考鐘凱等（2016）的做法，設(shè)置投融資期限錯配水平的啞變量（DUM_SFLI）。如果SFLI＞0，則DUM_SFLI=1；反之，若SFLI≤0，則DUM_SFLI=0，并進(jìn)行Logistic回歸，結(jié)果如表8列（1）所示。可以看到，產(chǎn)能利用率與投融資期限錯配水平的啞變量之間的系數(shù)為-0.397，在1%的水平上顯著，證實了假設(shè)1的可靠性。

2.替換解釋變量

為進(jìn)一步驗證產(chǎn)能利用率與投融資期限錯配之間的關(guān)系，使用新的投融資期限錯配水平變量（LS），重新對企業(yè)投融資期限錯配水平進(jìn)行測度，替換原有自變量SFLI進(jìn)行回歸。其中，LS=短期負(fù)債/負(fù)債合計-短期資產(chǎn)/資產(chǎn)總計?；貧w結(jié)果如表8列（2）所示?？梢钥吹?，產(chǎn)能利用率與投融資期限錯配水平的替代變量LS之間仍保持負(fù)相關(guān)關(guān)系，系數(shù)為-0.072，在1%的水平上顯著，證實了假設(shè)1的可靠性。

表8 穩(wěn)健性檢驗回歸結(jié)果

3.更換研究模型

使用固定效應(yīng)模型替代OLS回歸模型再次進(jìn)行檢驗，結(jié)果如表8列（3）所示。回歸結(jié)果顯示，產(chǎn)能利用率與投融資期限錯配水平的回歸系數(shù)為-0.042，在1%的水平上顯著，能夠支持假設(shè)1的結(jié)論。

（四）中介效應(yīng)分析①采用上述穩(wěn)健性檢驗的方法進(jìn)行了穩(wěn)健性檢驗，結(jié)果顯示結(jié)論依然成立。限于篇幅，結(jié)果留存?zhèn)渌鳌?/h3>

為檢驗經(jīng)營績效（ROA）、現(xiàn)金流（CF）是否在產(chǎn)能利用率與投融資期限錯配之間具有中介作用，參考溫忠麟和葉寶娟（2014）構(gòu)建了中介效應(yīng)模型，以驗證假設(shè)2、假設(shè)3。

1.經(jīng)營績效的中介效應(yīng)

經(jīng)營績效的中介效應(yīng)的檢驗結(jié)果如表9列（1）（2）所示。列（1）中CU的系數(shù)為0.019，在1%的水平上顯著，說明產(chǎn)能利用率與經(jīng)營績效存在顯著正相關(guān)關(guān)系。列（2）中，CU、ROA的系數(shù)為-0.026、-0.928，均在1%的水平上顯著，說明經(jīng)營績效在產(chǎn)能利用率與投融資期限錯配水平之間發(fā)揮著中介效應(yīng)，產(chǎn)能利用率通過影響經(jīng)營績效，進(jìn)一步影響了投融資期限錯配水平，假設(shè)2得到驗證。同時，使用Bootstrap抽樣法進(jìn)行中介效應(yīng)檢驗。抽樣1000次的檢驗結(jié)果顯示，間接效應(yīng)占總效應(yīng)的比重約為51.60%，說明經(jīng)營績效發(fā)揮了中介作用。

表9 中介效應(yīng)檢驗

2.現(xiàn)金流的中介效應(yīng)

現(xiàn)金流的中介效應(yīng)的檢驗結(jié)果如表9列（3）（4）所示。列（3）中CU的系數(shù)為0.007，在1%的水平上顯著，說明產(chǎn)能利用率與現(xiàn)金流之間存在顯著正相關(guān)關(guān)系，產(chǎn)能利用率越低，企業(yè)的現(xiàn)金流水平也越低。列（4）中，CU、CF的系數(shù)分別為-0.039、-0.560，均在1%的水平上顯著，說明現(xiàn)金流在產(chǎn)能利用率與投融資期限錯配水平之間發(fā)揮著中介效應(yīng)，產(chǎn)能利用率通過對現(xiàn)金流產(chǎn)生影響，進(jìn)一步影響了企業(yè)的投融資期限錯配水平，假設(shè)3得到驗證。同時，Bootstrap抽樣的中介效應(yīng)檢驗顯示，抽樣1000次的檢驗結(jié)果是間接效應(yīng)占總效應(yīng)的比重約為11.42%，說明現(xiàn)金流發(fā)揮了中介作用。

（五）異質(zhì)性分析

1.產(chǎn)權(quán)異質(zhì)性分析

根據(jù)企業(yè)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)，將樣本分為國有企業(yè)和非國有企業(yè)兩組，結(jié)果如表10列（1）（2）所示。列（1）為國有企業(yè)樣本回歸結(jié)果，CU的系數(shù)為-0.017，不顯著，而列（2）非國有企業(yè)樣本中，CU的系數(shù)為-0.057，在1%的水平上顯著。通過比較兩組顯著性水平的不同可以發(fā)現(xiàn)，國有企業(yè)雖然也會出現(xiàn)投融資期限錯配的問題，但不會因為產(chǎn)能利用率的下降而導(dǎo)致投融資期限錯配水平的顯著上升，非國有企業(yè)則不然。假設(shè)4得到驗證。

表10 產(chǎn)權(quán)異質(zhì)性和地區(qū)異質(zhì)性

2.地區(qū)異質(zhì)性分析

以我國工業(yè)行業(yè)A股上市公司注冊地所在省份為依據(jù)，將樣本劃分為東部地區(qū)組、中部地區(qū)組和西部地區(qū)組，分別進(jìn)行回歸，結(jié)果如表10列（3）—（5）所示。從表中可以看到，在西部地區(qū)，產(chǎn)能利用率與投融資期限錯配水平之間不存在顯著關(guān)系，而在東部地區(qū)、中部地區(qū)存在顯著關(guān)系，CU的系數(shù)分別為-0.040、-0.079，均在1%的水平上顯著。假設(shè)5得到驗證。由此可見，地理位置會對企業(yè)產(chǎn)能利用率與投融資期限錯配水平之間的關(guān)系產(chǎn)生影響。

六、結(jié)論與建議

利用我國工業(yè)行業(yè)A股上市公司2012—2020年的數(shù)據(jù)，實證檢驗了企業(yè)產(chǎn)能利用率與投融資期限錯配水平之間的關(guān)系及其傳導(dǎo)機(jī)制。研究發(fā)現(xiàn)：（1）投融資期限錯配問題確實在我國工業(yè)行業(yè)上市公司中存在；我國工業(yè)行業(yè)中各細(xì)分行業(yè)的產(chǎn)能利用率高低不一；產(chǎn)能利用率會對投融資期限錯配水平產(chǎn)生影響，二者之間成負(fù)相關(guān)關(guān)系。（2）產(chǎn)能利用率越低，經(jīng)營績效也越低，進(jìn)一步導(dǎo)致了投融資期限錯配水平的上升；產(chǎn)能利用率的下降會導(dǎo)致企業(yè)現(xiàn)金流水平降低，進(jìn)而導(dǎo)致企業(yè)投融資期限錯配水平上升。（3）不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、不同地區(qū)的企業(yè)產(chǎn)能利用率與投融資期限錯配水平的關(guān)系有著顯著的區(qū)別。從產(chǎn)權(quán)性質(zhì)看，國有企業(yè)產(chǎn)能利用率降低不會導(dǎo)致投融資期限錯配水平上升，非國有企業(yè)則不然。從地區(qū)來看，東部、中部地區(qū)的企業(yè)會因產(chǎn)能利用率下降而導(dǎo)致投融資期限錯配水平上升，西部地區(qū)則不然。

結(jié)合上述結(jié)論，提出如下建議：一是企業(yè)應(yīng)重視產(chǎn)能利用率與投融資期限錯配問題。企業(yè)必須認(rèn)識到，產(chǎn)能利用不足和產(chǎn)能利用率下降不僅僅是一個生產(chǎn)上的問題，它還會給企業(yè)的經(jīng)營發(fā)展帶來負(fù)面影響。同時，投融資期限錯配問題也不止是一個財務(wù)問題，很可能是生產(chǎn)領(lǐng)域問題的延伸。企業(yè)應(yīng)合理評估自身生產(chǎn)狀況，合理配置資金，在如實評估風(fēng)險承受能力的基礎(chǔ)上選擇合適的投資方式。二是應(yīng)建立合理的預(yù)警機(jī)制。一方面，對企業(yè)產(chǎn)能進(jìn)行動態(tài)監(jiān)測，及時監(jiān)管產(chǎn)能過剩加劇傾向，引導(dǎo)企業(yè)重視研發(fā)，以技術(shù)創(chuàng)新緩解產(chǎn)能過剩。另一方面，發(fā)揮行業(yè)協(xié)會積極作用。各行業(yè)應(yīng)根據(jù)自身特點，建立產(chǎn)能標(biāo)準(zhǔn)，適時向外界公布。若企業(yè)超過產(chǎn)能利用率警戒值，應(yīng)及時告知企業(yè)，督促其采取有效措施進(jìn)行整改。