融資約束、異質信念與企業(yè)投資水平

張多蕾,胡公瑾,王 治

(安徽財經(jīng)大學 會計學院,安徽 蚌埠 233030)

一、引 言

籌資活動和投資活動是企業(yè)財務活動的重要組成部分?；I資活動一個重要問題就是如何有效處理融資約束問題，而投資活動又是直接反映企業(yè)投資水平進而反映企業(yè)籌集資金利用效率的重要環(huán)節(jié)。關于融資約束與企業(yè)投資的研究已經(jīng)非常多，最早的研究源于Modigliani和Miller[1]對于企業(yè)融資方式和順序選擇展開的研究。之后，關于兩者關系的研究便蓬勃發(fā)展，有學者從財務柔性的角度進行考察，發(fā)現(xiàn)企業(yè)融資約束的存在會加劇財務柔性對企業(yè)投資的影響[2]。也有學者從家族控制角度研究融資約束與企業(yè)投資之間的關系，發(fā)現(xiàn)家族控制負向調(diào)節(jié)作用顯著，能夠緩解融資約束對企業(yè)投資不足等問題[3]。但從目前的研究來看，多數(shù)都是基于同質信念的角度展開，而且基本都是從不同角度探討融資約束如何影響企業(yè)投資水平，鮮有文獻考慮到資本市場中的投資者異質信念的存在對其相關關系可能產(chǎn)生的影響，也較少有文獻研究融資約束與企業(yè)投資之間的作用路徑。也有文獻研究發(fā)現(xiàn)了投資者異質信念的存在會影響企業(yè)的融資選擇，進而形成不同的投資決策。基于此，本文采用2011—2016年滬深A股上市公司數(shù)據(jù)，對融資約束、異質信念和企業(yè)投資水平之間的關系進行理論推演與實證檢驗。

二、理論分析與假設提出

(一)融資約束與企業(yè)投資水平

從宏觀視角看，貨幣政策會通過影響企業(yè)的外部融資約束，進而對企業(yè)投資水平產(chǎn)生沖擊。而且，由于融資約束，企業(yè)難以從商業(yè)銀行等正式渠道獲得足夠的融資，其將更多地利用商業(yè)信用推動自身投資活動。從微觀視角看，我國企業(yè)普遍存在融資約束問題，而信用和信任機制可以緩解融資約束，從而提高企業(yè)投資水平[4]。另外，加入財務柔性因素考察企業(yè)投資的相關問題，可以發(fā)現(xiàn)，財務柔性的存在能夠明顯影響企業(yè)投資水平，但如果企業(yè)存在融資約束，一定程度上也會強化這種影響作用[2]，并且，財務柔性對企業(yè)投資不足的緩解作用在融資約束程度越高的時候表現(xiàn)越明顯[5]，表明了融資約束的存在顯著影響了企業(yè)投資水平，企業(yè)為了獲取資金以促進發(fā)展，必須通過采取其他方式和渠道來降低融資約束的影響。企業(yè)在發(fā)展過程中，通過加強自身內(nèi)部控制也在一定程度上能夠緩解企業(yè)投資不足的問題，從而提高投資水平和效率，但這種治理效應僅在受融資約束程度低的企業(yè)中更明顯，表明高融資約束使得企業(yè)更難通過加強內(nèi)部控制提高投資水平。其中，具體控制措施包括通過加強企業(yè)存貨控制以保證內(nèi)部融資，確保關鍵時期利用存貨持有量調(diào)節(jié)流動性資源配置，降低融資約束對企業(yè)投資的制約作用等[6]。劃分企業(yè)資產(chǎn)規(guī)模的進一步研究發(fā)現(xiàn)，企業(yè)規(guī)模與融資約束存在一定關系，大規(guī)模企業(yè)存在顯著代理問題，小規(guī)模企業(yè)主要在受到信息不對稱等問題的影響時，會產(chǎn)生融資約束帶來的投資不足問題[7]。基于此，筆者提出以下假設：

H1：在其他因素不變的條件下，企業(yè)融資約束與企業(yè)投資水平負相關，即企業(yè)融資約束的存在對企業(yè)投資水平具有明顯的抑制作用。

(二)融資約束與投資者異質信念

企業(yè)的外部籌資活動過程中包含各類潛在機構投資者、股東和企業(yè)散戶投資者等利益相關者。一方面，不同企業(yè)所處的行業(yè)不同、面臨的外部環(huán)境不同、市場地位和信息獲取渠道存在顯著差異，會使得信息不對稱的問題不斷加?。涣硪环矫?，由于個體行為認知能力的差異和外部環(huán)境塑造的不同心理特征也是千差萬別。因此，融資活動導致投資者對相同的股票可能產(chǎn)生不同的看法，從而形成投資者異質信念。在同等情況下，企業(yè)的投資者異質信念程度越高，那么企業(yè)進行股權再融資的效應往往會更低，導致企業(yè)難以籌集資金。從投資者異質信念視角探討企業(yè)融資工具的研究發(fā)現(xiàn)，企業(yè)的股權融資規(guī)模與投資者異質信念呈現(xiàn)負相關關系[8]，而在我國資本市場上，上市公司相較于債務融資更傾向于股權融資方式，而受到融資約束的企業(yè)無疑又很難獲得外部資金，因此，其股權再融資的規(guī)模也就被限定在一個低水平上，由此帶來的后果就是可能會產(chǎn)生更高的投資者異質信念。而且，受到融資約束影響的企業(yè)為了重新博取市場投資者的信任獲得新融資，往往會主動公開披露自身信息，但非理性投資者和理性投資者會在這種信息披露下進一步細分，從而使得投資者異質信念在一定程度上被強化[9]。從賣空機制考察中國股票市場的研究表明，不受融資約束的企業(yè)能夠通過開展融資融券活動降低投資者異質信念[10]。供應鏈金融視角下的研究表明，企業(yè)融資約束會提高信息不對稱程度[11]，從而加劇投資者異質信念?；诖耍P者提出以下假設：

H2：在其他因素不變的條件下，企業(yè)融資約束與投資者異質信念正相關，即隨著企業(yè)融資約束的提高，投資者異質信念將逐漸提高。

(三)投資者異質信念與企業(yè)投資水平

在同質信念的苛刻假設之下，傳統(tǒng)理論對于現(xiàn)實資本市場中發(fā)生的一些現(xiàn)象的本質無法進行有效解釋。而投資者異質信念是一個與現(xiàn)實更加吻合也更具有說服力的真實存在，從投資者異質信念角度分析各類企業(yè)行為也更加符合資本市場發(fā)展規(guī)律?，F(xiàn)有學者通過投資者異質信念考察風險與收益的關系發(fā)現(xiàn)，投資者存在異質信念時，樂觀情緒充斥市場會刺激經(jīng)理人傾向過度投資[12]，且進行頻繁的交易，進而促使當前股價增長，導致未來收益降低，達不到預期的投資收益；而悲觀情緒則會促使經(jīng)理人出于謹慎性考慮減少各類投資交易，造成投資不足，同樣不利于企業(yè)投資[13]。限制賣空背景下展開的股權融資模型與投資者迎合模型研究發(fā)現(xiàn)，異質信念會通過促進管理者迎合投資者加劇過度投資，也會通過影響企業(yè)股權融資的資金流作用于過度投資，從而降低投資水平[14-15]。而當企業(yè)面臨融資約束時，信息不對稱的存在會促使企業(yè)減少投資[16]，但信息不對稱又是產(chǎn)生投資者異質信念的重要原因，由此也表明了投資者異質信念的存在不利于企業(yè)投資。此外，當市場存在異質信念者較多時，會對各類資產(chǎn)定價產(chǎn)生不利影響，錯誤定價的出現(xiàn)會使企業(yè)投資的產(chǎn)品價格偏離真實價值，不利于企業(yè)投資[17]。而且投資者之間普遍存在的投資者異質信念也會加劇市場收益波動，不確定性將帶來更大的投資風險[18-19]，此時，企業(yè)往往會選擇減少投資來降低投資風險?；诖?，本文提出以下假設：

H3：在其他因素不變的條件下，投資者異質信念與企業(yè)投資水平負相關，即隨著投資者異質信念的提高，企業(yè)投資水平會下降。

(四)投資者異質信念的中介效應

基于前文的分析，融資約束與投資者異質信念負相關，即融資約束程度的提高會導致投資者異質信念程度的上升，投資者異質信念的加劇會導致企業(yè)投資水平的下降。基于這一邏輯思路，筆者認為，投資者異質信念在融資約束影響企業(yè)投資水平的過程中可能起到了中介傳導作用，它們之間的作用路徑為：企業(yè)融資約束→投資者異質信念→企業(yè)投資水平?；诖?，筆者提出以下假設：

H4a：在其他因素不變的條件下，投資者異質信念是融資約束影響企業(yè)投資水平的中介變量，即融資約束通過影響投資者異質信念而作用于企業(yè)投資水平。

進一步從融資約束程度高低的角度進行分析，低融資約束企業(yè)相較于高融資約束企業(yè)而言，伴隨著融資約束程度的提高，其對投資者異質信念正向影響更加明顯，即投資者對于低融資約束企業(yè)融資約束程度的提高反應更為敏感，投資者因此而產(chǎn)生更大的預期差異，其異質信念加劇幅度更大，進而對企業(yè)投資水平的抑制作用也更加顯著?；诖耍P者提出以下假設：

H4b：在其他因素不變的條件下，投資者異質信念的中介效應在低融資約束企業(yè)表現(xiàn)更為顯著。

進一步從企業(yè)產(chǎn)權性質角度進行分析，國有企業(yè)相較于非國有企業(yè)而言，其融資渠道廣闊，融資約束程度也相對較低[20]。然而相較于非國有企業(yè)，國有企業(yè)一旦發(fā)生融資約束，或者融資約束程度上升，融資約束帶來的影響也更大[21]，即投資者對于國有企業(yè)融資約束程度的提高更具敏感性，投資者因此而產(chǎn)生更大的預期差異，其異質信念加劇幅度更大，進而對企業(yè)投資水平的抑制作用也更加顯著。基于此，筆者提出以下假設：

H4c：在其他因素不變的條件下，投資者異質信念的中介效應在國有企業(yè)中表現(xiàn)更為顯著。

三、研究設計

(一)樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文研究的樣本為2011—2016年我國A股上市公司。在初始研究樣本基礎上，按照如下原則進行了相應的數(shù)據(jù)處理：(1)剔除金融行業(yè)類上市企業(yè)數(shù)據(jù)；(2)剔除ST、PT類企業(yè)數(shù)據(jù)；(3)剔除數(shù)據(jù)有缺失的樣本；(4)對樣本中所有連續(xù)變量進行了1%水平的Winsorize處理。最終得到10 566個觀察值。本文用于度量投資者異質信念的換手率以及各股票每年實際交易天數(shù)等數(shù)據(jù)來源于RESSET數(shù)據(jù)庫，其他財務數(shù)據(jù)來自于CSMAR數(shù)據(jù)庫。

(二)變量定義

企業(yè)投資水平(INV)。參照大多數(shù)學者的做法[2-22]，選擇現(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”與“處置固定資產(chǎn)、無形資產(chǎn)和其他長期資產(chǎn)收回的現(xiàn)金”的差額與期末總資產(chǎn)的比值衡量企業(yè)投資水平。

融資約束(FC)。既有文獻度量融資約束的方法主要有兩大類：單變量指數(shù)法和多變量指數(shù)法。前者因指標單一可能產(chǎn)生度量偏差，后者因多數(shù)依賴于具有內(nèi)生性的財務指標，也可能會產(chǎn)生較大偏誤?；诖?，本文選擇借鑒Hadlock和Pierce[23]的SA指數(shù)來度量融資約束，該指標越小，表明企業(yè)融資約束程度越大。具體模型如下：

FC=0.043×SIZE2-0.737×SIZE-0.040×AGE

(1)

其中，SIZE為企業(yè)規(guī)模，是在企業(yè)總資產(chǎn)取自然對數(shù)的基礎上，通過進一步標準化獲得的；AGE為企業(yè)成立時間的自然對數(shù)。

投資者異質信念(HB)。目前研究者采用較多的是換手率和分析師預測分歧等指標[10-24-25]，本文采用換手率度量投資者異質信念。后續(xù)分析中使用分析師預測分歧來度量投資者異質信念進行穩(wěn)健性檢驗。換手率反映了股票的交易量和流通股總量，并在一定程度上反映了投資者決策的波動程度。

HANDt=Qt/Qft×100%

(3)

其中，HANDt為股票的換手率，Qt為第t個交易日股票的交易量，Qft為股票的流通總股數(shù)，n為在一年股票交易中實際發(fā)生的交易天數(shù)。

控制變量。綜合考慮各種因素的可能影響，參照已有文獻，本文選取以下控制變量：資本支出(CAPX)，為經(jīng)營租賃所支付的現(xiàn)金與其他支出之和的對數(shù)；流動比率(CR)，為流動資產(chǎn)與流動負債的比值；公司成長性(TOBINQ)，為總市值與總資產(chǎn)的比值；資產(chǎn)負債率(LEV)，為負債與總資產(chǎn)的比值；公司規(guī)模(SIZE)，為總資產(chǎn)的自然對數(shù)；賬面市值比(BM)，為公司賬面價值與市場價值比值；資產(chǎn)收益率(ROA)，為凈利潤與總資產(chǎn)的比值；股權集中度(TOP1)，為企業(yè)第一大股東持股比例，以及年份和行業(yè)的控制效應。

(三)回歸模型

為了驗證H1，構建以下模型：

為了驗證H2，構建以下模型：

為了驗證H3，構建以下模型：

為了驗證H4，借鑒溫忠麟和葉寶娟[24]的方法，進一步構建以下模型：

關于中介效應的檢驗,過程如下：①模型(4)檢驗融資約束與企業(yè)投資的影響，若回歸結果中FC的系數(shù)不顯著，則說明不存在中介效應，停止檢驗；②若模型(4)回歸結果FC的系數(shù)顯著，繼續(xù)驗證模型(5)中FC的回歸系數(shù)顯著性，若不顯著，可繼續(xù)進行Sobel檢驗；③若模型(4)和模型(5)中FC的回歸系數(shù)均顯著，則繼續(xù)驗證模型(7)中FC與HB的系數(shù)，若兩者系數(shù)均顯著，表明HB發(fā)揮了部分中介效應；若FC的系數(shù)不顯著但HB的系數(shù)顯著，表明HB發(fā)揮了完全中介效應；若HB的系數(shù)不顯著，則進一步進行Sobel檢驗。

四、檢驗結果與分析

(一)描述性統(tǒng)計

描述性統(tǒng)計結果如表1所示。

表1 變量描述性統(tǒng)計

由表1可知，(1)企業(yè)投資的均值、標準差和中位數(shù)分別為0.049、0.047和0.035，表明不同企業(yè)的投資水平存在一定差異；(2)融資約束的均值和標準差為2.953和1.355，說明不同上市公司之間的融資約束存在不同差異；(3)投資者異質信念的最小值和最大值為0.172和7.457，表明不同企業(yè)間也存在著較為顯著的異質信念差異。其他控制變量的分布均符合正常預期。

(二)相關性分析

本文主要變量之間的相關系數(shù)分析結果如表2所示?？梢园l(fā)現(xiàn)：融資約束與企業(yè)投資水平的相關系數(shù)為正，表明企業(yè)融資約束與企業(yè)投資水平負相關，符合本文H1的預期；融資約束與投資者異質信念相關系數(shù)為負，表明融資約束與投資者異質信念正相關，符合本文H2的預期；投資者異質信念與企業(yè)投資水平顯著負相關，符合本文H3的預期。而且，本文相關系數(shù)分析中其他控制變量與主要解釋變量之間的相關系數(shù)絕對值均不高于0.500，由此表明變量之間不存在嚴重多重共線性問題。

表2 Pearson相關系數(shù)檢驗

注：***、**和*分別表示1%、5%和10%的顯著性水平(下同)。

(三)回歸結果分析

1.融資約束與企業(yè)投資

H1的回歸結果如表3所示。列(1)單獨進行融資約束與企業(yè)投資水平的回歸分析，二者在1%水平上顯著，表明融資約束的存在確實不利于企業(yè)投資；列(2)在前項分析的基礎上加入控制變量，列(3)進一步控制年度和行業(yè)變量，回歸結果未發(fā)生明顯變化。以上結果表明，企業(yè)融資約束與企業(yè)投資水平顯著負相關，H1得以證實。

表3 融資約束與企業(yè)投資水平的回歸分析

注：括號內(nèi)為t值(下同)。

2.融資約束與投資者異質信念

H2的回歸結果如表4所示。列(1)只進行融資約束與投資者異質信念的回歸，二者回歸系數(shù)顯著為負，表明融資約束與投資者異質信念正相關，企業(yè)融資約束程度越高，投資者異質信念就越高；列(2)加入控制變量后的回歸結果依然顯著；列(3)則是進一步控制年度和行業(yè)的回歸結果，系數(shù)在1%的水平上也依舊顯著。以上結果說明企業(yè)融資約束與投資者異質信念顯著正相關，H2得以證實。

表4 融資約束與投資者異質信念的回歸分析(N=10 566)

3.投資者異質信念與企業(yè)投資水平

H3的回歸結果如表5所示。從回歸結果來看，單獨進行企業(yè)投資水平與投資者異質信念回歸的列(1)，與加入控制變量后進行回歸的列(2)，結果均在1%水平上顯著，列(3)是進一步控制年度和行業(yè)的回歸結果，其回歸系數(shù)為在5%水平上顯著。以上結果說明企業(yè)投資與投資者異質信念顯著負相關，H3得以證實。

表5 投資者異質信念與企業(yè)投資水平的回歸分析(N=10 566)

4.中介效應檢驗

假設4的回歸結果如表6所示。結合前述模型(4)和模型(5)的回歸結果來看，模型(4)中的融資約束系數(shù)顯著，模型(5)中投資者異質信念的回歸系數(shù)顯著，且在模型(7)的全樣本回歸中投資者異質信念系數(shù)依然顯著，表明投資者異質信念確實是融資約束影響企業(yè)投資水平的中介變量，其發(fā)揮了部分中介效應的作用，H4a得以證實。進一步按融資程度的高低進行分組分析，發(fā)現(xiàn)這種中介效應在低融資約束企業(yè)中更顯著，其原因可能在于投資者對于低融資約束企業(yè)融資約束程度的提高反應更加強烈，從而H4b得以證實；進一步按產(chǎn)權性質的不同進行分組分析，發(fā)現(xiàn)這種中介效應在國有企業(yè)中更顯著，其原因可能在于投資者對于國有企業(yè)融資約束程度的提高反應更為敏感，H4c得以證實。

表6 融資約束、投資者異質信念與企業(yè)投資的回歸分析

五、穩(wěn)健性檢驗

為了確保研究結論的穩(wěn)健性，本文依次替換主要變量度量方法，分別選擇“分析師預測盈利與上市公司公告盈利指標的差值”度量投資者異質信念[15-25]，以及“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”度量企業(yè)投資水平[26]。此外，按照溫忠麟和葉寶娟[24]的方法進行了中介效應的Sobel檢驗。多元回歸分析結果表明本文假設均成立，檢驗結果限于篇幅未予列示。

六、研究結論與啟示

本文以2011—2016年滬深兩市A股上市公司作為研究樣本，實證檢驗了融資約束、投資者異質信念與企業(yè)投資水平的關系。研究結果表明：融資約束與企業(yè)投資水平顯著負相關，即融資約束程度越高，企業(yè)投資水平越低；融資約束與投資者異質信念顯著正相關，即融資約束程度越高，投資者的異質信念程度越高；投資者異質信念與企業(yè)投資水平顯著負相關，即投資者異質信念程度越高，企業(yè)投資水平越低。進一步進行中介效應檢驗表明，投資者異質信念在融資約束影響企業(yè)投資水平的過程中發(fā)揮了中介傳導作用，且這種作用在低融資約束企業(yè)和國有企業(yè)中表現(xiàn)更加顯著。本文還通過替換投資者異質信念衡量指標與企業(yè)投資指標等方式進行穩(wěn)健性檢驗，研究結論未發(fā)生顯著變化。

本文從投資者異質信念角度出發(fā)，揭示了融資約束影響企業(yè)投資水平的作用路徑，豐富了企業(yè)投資影響因素以及企業(yè)融資約束作用機理方面的文獻，同時也具有一定的啟示意義：對于政府監(jiān)管部門，應當完善相關法律法規(guī)，有效監(jiān)督政策法規(guī)的實施，減少信息不對稱，為企業(yè)融資提供便利，降低企業(yè)融資約束和投資者異質信念；對于企業(yè)自身而言，應當嚴格遵守制度和履行自身職責，并結合自身實際情況，尋找解決融資約束問題的最佳方式；對于投資者而言，應當理性投資，在充分了解各類市場變動信息的基礎上避免盲從行為，進而促進企業(yè)投資水平和效率的提升。