焦 悅,Ning Li，王 磊

(浙江農(nóng)林大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，浙江 杭州 311300)

1 文獻(xiàn)回顧

對外直接投資作為一項(xiàng)資本輸出活動，企業(yè)的融資能力越強(qiáng)，對外直接投資的概率越大，并且第一次對外投資的時(shí)間就越早[1]。更多缺乏與銀行關(guān)系的企業(yè)面臨著融資約束?；诖朔N情形，企業(yè)高管的社會關(guān)系網(wǎng)絡(luò)至關(guān)重要。陸賢偉等[2]認(rèn)為，處于董事網(wǎng)絡(luò)中心位置的公司對外接收和傳遞信息的渠道更多，而信息渠道的優(yōu)勢可以減輕借貸者之間的信息不對稱，尤其是投資資金方面的信息。有學(xué)者研究認(rèn)為，企業(yè)可以借助高管網(wǎng)絡(luò)成員獲得低成本資金[3],從而使企業(yè)并購?fù)顿Y成功。這從企業(yè)獲取投資資金方面說明，高管社會網(wǎng)絡(luò)具有減少融資約束過程中的投資資金信息不對稱問題，可以幫助企業(yè)從多個渠道融到更多低成本的投資資金，進(jìn)而優(yōu)化企業(yè)投資決策。對于民營上市企業(yè)而言，擁有政治關(guān)聯(lián)的民營企業(yè)有較強(qiáng)的資源獲取能力[4],但是,有學(xué)者研究發(fā)現(xiàn)政治關(guān)聯(lián)對民營企業(yè)的國際化深度有促進(jìn)作用，卻對國際化廣度有負(fù)向影響[5]。本文考慮到資料的可獲得性和創(chuàng)新性，依據(jù)學(xué)者們的文獻(xiàn)，選取106家農(nóng)業(yè)上市公司作為樣本數(shù)據(jù)，通過分析農(nóng)業(yè)上市公司所表現(xiàn)出來的融資約束是否對企業(yè)對外投資影響的基礎(chǔ)上，基于高管社會網(wǎng)絡(luò)的調(diào)節(jié)作用進(jìn)行實(shí)證研究。

2 研究設(shè)計(jì)

2.1 研究假設(shè)

1)融資約束與對外投資行為關(guān)系。在對企業(yè)融資約束和社會資本進(jìn)行理論分析的基礎(chǔ)上，采用LFC指數(shù)和多元非線性回歸構(gòu)成一個指標(biāo)來表示融資約束變量，再與企業(yè)對外投資進(jìn)行回歸分析，做出假設(shè)：

假設(shè)1：融資約束與對外投資行為具有顯著負(fù)相關(guān)關(guān)系

2)高管社會網(wǎng)絡(luò)的調(diào)節(jié)效應(yīng)。再通過多元回歸模型，使用SPSS軟件分析高管社會網(wǎng)絡(luò)在農(nóng)業(yè)企業(yè)融資約束與對外投資交易行為之間的調(diào)節(jié)關(guān)系，做出以下假設(shè)：

假設(shè)2：高管政治網(wǎng)絡(luò)對融資約束與對外投資行為關(guān)系具有負(fù)向調(diào)節(jié)作用

假設(shè)3：高管金融網(wǎng)絡(luò)對融資約束與對外投資行為關(guān)系具有正向調(diào)節(jié)作用

假設(shè)4：高管社會兼職對融資約束與對外投資行為關(guān)系具有負(fù)向調(diào)節(jié)作用

假設(shè)5：高管海外網(wǎng)絡(luò)對融資約束與對外投資行為關(guān)系具有正向調(diào)節(jié)作用

2.2 樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文的數(shù)據(jù)主要包括兩部分內(nèi)容：一部分是企業(yè)當(dāng)年發(fā)生的對外投資數(shù)據(jù)，來源于CSMAR《中國上市公司關(guān)聯(lián)交易數(shù)據(jù)庫》；另一部分是高管網(wǎng)絡(luò)關(guān)系數(shù)據(jù)和企業(yè)融資約束相關(guān)數(shù)據(jù)，來源于東方財(cái)富網(wǎng)公布的企業(yè)董監(jiān)高數(shù)據(jù)和企業(yè)的官方網(wǎng)站的財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)。研究2018年106個樣本均為A股深、滬兩個證券交易所的農(nóng)業(yè)上市公司，其中剔除了ST類的樣本以及大部分變量數(shù)據(jù)缺失的樣本，在與高管個人特征數(shù)據(jù)合并之后，最終得到了263個觀察值?？紤]到極端值的影響，主要連續(xù)變量都進(jìn)行了去中心化處理。

2.3 變量設(shè)計(jì)

1)被解釋變量——企業(yè)是否對外直接投資(OFDI)。此變量為虛擬變量，若企業(yè)在本年度進(jìn)行了對外投資取1，沒有為0。我國會計(jì)準(zhǔn)則要求上市公司必須披露相應(yīng)關(guān)聯(lián)公司的基本情況，本文根據(jù)關(guān)聯(lián)公司的具體信息來定義上市公司是否對外進(jìn)行直接投資[6]。

2)關(guān)鍵解釋變量——融資約束指數(shù)。本文主要參考況學(xué)文等[7]學(xué)者在計(jì)量融資約束指數(shù)時(shí)采用的方法，首先選取公司規(guī)模與利息保障倍數(shù)對農(nóng)業(yè)上市企業(yè)進(jìn)行篩選，再從償債能力、盈利能力、運(yùn)營能力三個方面，凈資產(chǎn)收益率、資產(chǎn)負(fù)債率、凈營運(yùn)資本、現(xiàn)金流量利息保障倍數(shù)、市值賬面比共五個指標(biāo)整合出企業(yè)所受融資約束的程度，并構(gòu)建融資約束指數(shù)。

3)調(diào)節(jié)變量——高管社會網(wǎng)絡(luò)。即高管團(tuán)隊(duì)，包括企業(yè)的董事長、CEO、董事、監(jiān)事的政治網(wǎng)絡(luò)關(guān)系、金融網(wǎng)絡(luò)關(guān)系、社會網(wǎng)絡(luò)關(guān)系和海外網(wǎng)絡(luò)關(guān)系。政治網(wǎng)絡(luò)關(guān)系為高管的從政經(jīng)歷，9為正部級和全國人大代表、8為副部級和省人大代表、7為正廳局級和市人大代表、6為副廳局級、5為縣處級和縣人大代表、4為副縣處級、3為鄉(xiāng)科級和鄉(xiāng)人大代表、2為副科級、1為科級以下，無從政經(jīng)歷取值為0。金融網(wǎng)絡(luò)關(guān)系為高管曾在金融類公司任職或從事金融經(jīng)濟(jì)相關(guān)工作，取值為1，否則為0。社會網(wǎng)絡(luò)關(guān)系為高管曾在其他企業(yè)兼職，取值為1，否則為0。海外網(wǎng)絡(luò)關(guān)系為高管擁有海外留學(xué)或工作經(jīng)歷，取值為1，否則為0。

4)控制變量。本文的控制變量包括：① 產(chǎn)權(quán)性質(zhì)，即虛擬變量，國有企業(yè)為1，民營企業(yè)為2，外資企業(yè)為3，其他為4；② 股票利益，即企業(yè)的每股基本收益率；③ 發(fā)展機(jī)會，即托賓Q值；④ 公司規(guī)模，選用公司期末總資產(chǎn)的自然對數(shù)來衡量;⑤ 利息保障倍數(shù)；⑥ 股權(quán)集中度，即前十大股東持股比例和[8]。變量選取情況如表1所示。

表1 變量選取與度量

2.4 模型設(shè)計(jì)

本文采用橫截面數(shù)據(jù)模型，以融資約束為因變量，對本文的因變量先進(jìn)行假設(shè)檢驗(yàn)，參考溫忠麟調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)步驟，構(gòu)建調(diào)節(jié)效應(yīng)模型。

融資約束與農(nóng)業(yè)企業(yè)對外投資交易行為檢驗(yàn)?zāi)Ｐ腿缦拢?/p>

FDI=α+β1FST+β2Size+β3ICR+β4EC+β5SI+β6OPP+β7NP+γ

高管社會網(wǎng)絡(luò)作為本文的調(diào)節(jié)變量，構(gòu)建的多元回歸模型如下：

FDI=α+β1FST*PFX+β2Size+β3ICR+β4EC+β5SI+β6OPP+β7NP+γ

FDI=α+β1FST*ORX+β2Size+β3ICR+β4EC+β5SI+β6OPP+β7NP+γ

FDI=α+β1FST*PEC+β2Size+β3ICR+β4EC+β5SI+β6OPP+β7NP+γ

FDI=α+β1FST*PPE+β2Size+β3ICR+β4EC+β5SI+β6OPP+β7NP+γ

式中：α表示常數(shù)項(xiàng)，β表示回歸系數(shù)，γ表示隨機(jī)干擾項(xiàng)。FST*PFX、FST*ORX、FST*PEC、FST*PPE 分別表示融資約束與金融關(guān)聯(lián)高管、海外關(guān)聯(lián)高管、政治關(guān)聯(lián)高管、社會兼職高管的交互項(xiàng)，用以檢驗(yàn)本文的調(diào)節(jié)效應(yīng)。

3 實(shí)證結(jié)果及分析

3.1 描述性統(tǒng)計(jì)分析

在進(jìn)行相關(guān)性分析之前，本文首先對總體上市公司的主要變量進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì)分析，如表2所示。通過描述性統(tǒng)計(jì)分析初步了解農(nóng)業(yè)企業(yè)對外投資狀況和融資約束情況。在263個樣本中，有98個樣本企業(yè)存在對外投資行為，占比37.26%；165個樣本企業(yè)不存在對外投資行為，占比62.74%。根據(jù)指標(biāo)計(jì)算，融資約束指數(shù)(FST)最小值為-10.862，最大值為2.998，說明農(nóng)業(yè)上市公司面臨著融資約束情況，且存在較大差異。高管社會網(wǎng)絡(luò)方面，從均值角度分析，政治關(guān)聯(lián)高管占比(PCE)與社會兼職高管占(PPE)比處于相對較高的水平，均值分別為0.142、0.342，而金融關(guān)聯(lián)高管占比(PFX)、海外關(guān)聯(lián)高管占比(ORX)處于相對較低的水平，均值分別為0.054、0.059?？刂谱兞颗c現(xiàn)有研究結(jié)果均保持在可接受的差異范圍內(nèi)。

表2 描述性統(tǒng)計(jì)分析

3.2 相關(guān)性分析

對各變量進(jìn)行皮爾遜相關(guān)性檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如表3所示。調(diào)節(jié)變量金融關(guān)聯(lián)高管占比(PFX)與對外投資行為在5%水平顯著相關(guān)，海外關(guān)聯(lián)高管占比(ORX)與對外投資行為在1%水平上顯著相關(guān)，政治關(guān)聯(lián)高管占比(PCE)、社會兼職高管占比(PPE)與對外投資行為未通過顯著性水平檢驗(yàn)。在控制變量中，除利息保障倍數(shù)(ICR)、發(fā)展機(jī)會(OPP)，其余變量與對外投資行為關(guān)系均通過顯著性水平檢驗(yàn)，且各變量相關(guān)性系數(shù)均小于0.578，表明各變量不存在自相關(guān)性。

表3 皮爾遜相關(guān)性檢驗(yàn)

3.3 回歸結(jié)果分析

1)融資約束與對外投資行為關(guān)系檢驗(yàn)。在全樣本下，農(nóng)業(yè)上市公司企業(yè)融資約束指數(shù)在5%水平下顯著負(fù)相關(guān)，回歸系數(shù)為-0.025(見表4)，說明企業(yè)面臨的融資約束程度越嚴(yán)重，農(nóng)業(yè)上市公司實(shí)施對外投資行為的可能性越低。其它條件不變，農(nóng)業(yè)上市公司面臨的融資約束程度每增長一個單位，企業(yè)實(shí)施對外投資行為的可能性就會降低0.025%。這驗(yàn)證了假設(shè)H1，該結(jié)論也與現(xiàn)有文獻(xiàn)關(guān)于融資約束和對外投資行為的研究結(jié)論存在一致性。同時(shí)可以看出各控制變量中，公司規(guī)模越大、發(fā)展機(jī)會越好，企業(yè)進(jìn)行對外投資行為的可能性越高。

表4 融資約束與對外投資行為回歸結(jié)果

2)高管社會網(wǎng)絡(luò)調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)。模型一對融資約束與高管金融關(guān)聯(lián)進(jìn)行交互項(xiàng)計(jì)算，并于農(nóng)業(yè)上市公司對外投資行為進(jìn)行回歸，融資約束與高管金融關(guān)聯(lián)的交叉項(xiàng)變量(FSTxPFX)的回歸系數(shù)為4.368，與對外投資行為在5%的水平下顯著正相關(guān)(見表5)。說明高管金融關(guān)聯(lián)關(guān)系有效緩解了融資約束對農(nóng)業(yè)上市公司對外投資行為的負(fù)向影響，通常情況下公司高管金融關(guān)系網(wǎng)越豐富，能夠有效降低公司融資壓力，進(jìn)而緩解公司融資約束程度，進(jìn)一步促進(jìn)企業(yè)對外投資活動的開展。因此，假設(shè)2得到驗(yàn)證。模型二、模型三中高管海外關(guān)聯(lián)、政治關(guān)聯(lián)和融資約束交互項(xiàng)(FST*ORX、FST*PCE)與對外投資行為分別在5%、1%水平下顯著負(fù)相關(guān)，說明高管海外關(guān)聯(lián)、高管政治管理對融資約束與企業(yè)對外投資行為具有負(fù)向調(diào)節(jié)效應(yīng)。現(xiàn)階段，我國農(nóng)業(yè)上市公司普遍存在融資難、用地指標(biāo)審批緊張、企業(yè)創(chuàng)新能力不強(qiáng)、經(jīng)濟(jì)效益較弱等現(xiàn)象。與西方發(fā)達(dá)國家相比,農(nóng)業(yè)企業(yè)還處于較低的水平，缺乏核心競爭力。因此，具有海外背景的高管在決定對外直接投資時(shí)通常較為保守。而擁有政治背景的高管對我國相關(guān)經(jīng)濟(jì)政策了解較為透徹，可以通過經(jīng)濟(jì)政策手段協(xié)調(diào)農(nóng)業(yè)上市公司面臨的外部環(huán)境的不確定性，從而使得企業(yè)對市場風(fēng)險(xiǎn)防控意識降低，加之企業(yè)資金約束相對寬松，管理多頭等，容易產(chǎn)生投資決策分歧，增加協(xié)調(diào)成本，降低決策效率。因此，假設(shè)3、假設(shè)4得到驗(yàn)證。模型四中社會兼職高管與融資約束的交互項(xiàng)(FST*PPE)為通過顯著性水平檢驗(yàn)(β=-2.235，P>10%)，假設(shè)5未通過檢驗(yàn)。

表5 高管社會網(wǎng)絡(luò)調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果

4 結(jié)論與建議

4.1 結(jié)論

本文以2014—2018年農(nóng)業(yè)上市公司年度報(bào)告和高管網(wǎng)絡(luò)數(shù)據(jù)為樣本，構(gòu)建logistics回歸模型，在檢驗(yàn)農(nóng)業(yè)上市公司融資約束與對外投資行為關(guān)系的基礎(chǔ)上，分別從高管金融關(guān)聯(lián)、高管海外關(guān)聯(lián)、高管政治關(guān)聯(lián)、高管社會兼職四個方面分析了高管社會網(wǎng)絡(luò)對融資約束與對外投資行為關(guān)系調(diào)節(jié)效應(yīng)。通過實(shí)證分析，本文得出了以下結(jié)論：

1)融資約束與對外投資行為具有顯著負(fù)相關(guān)關(guān)系，即我國農(nóng)業(yè)上市公司融資約束程度越高，企業(yè)對外投資行為越低。

2)高管金融關(guān)聯(lián)正向調(diào)節(jié)融資約束與對外投資行為關(guān)系，即具有金融背景的高管能夠有效緩解企業(yè)融資約束，進(jìn)而增加企業(yè)對外投資活動。

3)高管海外關(guān)聯(lián)、高管政治關(guān)聯(lián)負(fù)向調(diào)節(jié)融資約束與對外投資行為關(guān)系，即具有海外背景與政治背景的高管，會進(jìn)一步降低企業(yè)對外投資的決策。

4.2 建議

1)提高融資效率，降低企業(yè)融資約束程度。對外直接投資需要大量的資金支持，那么銀行貸款就成為企業(yè)對外投資的第一考慮，但對外直接投資風(fēng)險(xiǎn)較大，企業(yè)很難取得銀行貸款，嚴(yán)重制約了部分具有潛力的企業(yè)對外直接投資。因此，政府應(yīng)提高融資效率，加快企業(yè)證券市場發(fā)展，幫助企業(yè)提高對外投資資本運(yùn)作能力，降低企業(yè)融資約束的程度，實(shí)現(xiàn)在投資當(dāng)?shù)鼐湍苓M(jìn)行融資。

2)提升企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新能力，增強(qiáng)行業(yè)競爭力。在激烈的現(xiàn)代市場競爭下，國家投入的扶持資金很多都流向了農(nóng)業(yè)生產(chǎn)，導(dǎo)致農(nóng)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新方面的投入較少，而且我國農(nóng)業(yè)上市企業(yè)都是中小規(guī)模的企業(yè)，也存在低技術(shù)問題。如果得到政府的資金支持，技術(shù)創(chuàng)新活動就會更加豐富,可有效提升農(nóng)業(yè)企業(yè)的行業(yè)競爭力。

3)加強(qiáng)金融對農(nóng)業(yè)企業(yè)的扶持力度。農(nóng)業(yè)是支撐整個國民經(jīng)濟(jì)不斷發(fā)展與進(jìn)步的保證，應(yīng)牢牢抓住農(nóng)業(yè)產(chǎn)業(yè)，加大對農(nóng)業(yè)企業(yè)的資金支持。金融水平會影響農(nóng)業(yè)企業(yè)的發(fā)展，要推動金融體制改革，積極引進(jìn)具備高質(zhì)量金融水平的人才，優(yōu)化企業(yè)經(jīng)營和管理，使金融市場發(fā)揮最大的作用。