社會融資體系發(fā)展對企業(yè)融資約束的影響

劉德紅，李亞敏

(北京交通大學 經濟管理學院，北京 100044)

一、引 言

近幾年，中國經濟增速逐漸回落，開始進入新常態(tài)時期，而面臨的資源供需錯配、實體經濟發(fā)展困難等問題依然突出。十九大報告提出要“深化金融體制改革，增強金融服務實體經濟能力，提高直接融資比重，促進多層次資本市場健康發(fā)展”[1]。金融作為現(xiàn)代經濟的核心，本身具有改善供需錯配、資金融通等功能。企業(yè)由于資金供給短缺和信息不對稱的因素，往往面臨融資難的問題，因而，通過金融外部融資功能解決企業(yè)的融資難問題，是促進實體經濟發(fā)展的路徑選擇之一。

為了有效反映金融支持實體經濟的力度，2010年底的中央經濟工作會議首次提出“社會融資規(guī)模”的概念，隨后該指標被廣泛使用，成為我國金融宏觀調控的重要指標之一。從2011年到2019年，我國社會融資存量從76.74萬億元上升到251.31萬億元[2]；同時，社會融資結構也在發(fā)生演變。2013年之前人民幣貸款比例呈下降趨勢，而近些年受金融去杠桿等政策的影響，人民幣貸款比重逐漸回升，2017年最高達到68.2%[2]。另外，直接融資比例也呈上升趨勢，非銀行金融機構的融資額占總融資額的比重明顯增加，社會融資規(guī)模的增長和結構的變化都表明金融體系正呈現(xiàn)多元化發(fā)展，金融市場為實體企業(yè)提供資金的作用不斷凸顯。

國內已有諸多學者研究了社會融資規(guī)模和實體經濟的關系，但大部分都從宏觀經濟視角進行研究，實體經濟發(fā)展多用社會固定資產投資指標衡量(郭麗虹等，2014；劉偉江和王虎邦，2017)[3-4]，而實體經濟的發(fā)展離不開企業(yè)的支撐，企業(yè)投資行為也是經濟增長的重要表現(xiàn)形式，因此，本文立足于微觀視角，將社會融資體系視為企業(yè)外部融資途徑，著重考察社會融資規(guī)模的增長和結構的演變是否緩解了上市公司的融資約束困境，并對其作用路徑進行探討，該問題的研究有助于深化理解金融環(huán)境與微觀企業(yè)的互動關系，從而識別社會融資體系對實體經濟的作用機制，為金融助力實體經濟提供新的證據(jù)。

二、理論分析與研究假設

(一)企業(yè)融資約束影響因素的研究

企業(yè)融資約束是現(xiàn)實中不可避免的問題，也是學術界討論的焦點之一。經典MM理論認為在完美的資本市場中，企業(yè)的投資決策與企業(yè)內部的財務結構和渠道無關，而現(xiàn)實中該假設過于嚴苛難以實現(xiàn)，于是法扎里(Fazzari)等[5](1988)提出由于金融市場存在摩擦，企業(yè)內部融資和外部融資成本存在明顯差異，信息不對稱和委托代理問題會使得企業(yè)外部融資成本過高，表現(xiàn)為股權融資成本高于債權，債權融資成本高于內源融資，因而造成企業(yè)外部投資不足，即出現(xiàn)融資約束現(xiàn)象。

目前，已有大量學者對企業(yè)融資約束的影響因素展開了研究，包含來自企業(yè)自身的因素和外部環(huán)境因素。王善平和李志軍[6](2011)、錢明等[7](2016)發(fā)現(xiàn)社會責任信息披露會降低信息不對稱現(xiàn)象，進而降低債務的籌集成本；蘇靈等[8](2011)、何瑛等[9](2015)、賴黎等[10](2016)發(fā)現(xiàn)企業(yè)的管理者特質會影響公司的融資行為，如董事長的工作經歷、董秘的財務背景、管理者的從軍背景等；另外，石曉軍和張順明[11](2010)、張新民等[12](2012)、鄭軍等[13](2013)從商業(yè)信用角度考查，發(fā)現(xiàn)公司的商業(yè)信用與外部融資可得性正相關，越高的商業(yè)信用會增加企業(yè)現(xiàn)金流，更易獲得銀行貸款。

同時，也有部分學者對融資的外部影響因素進行研究，如國外學者克利斯朵夫(Christopher)[14](2011)發(fā)現(xiàn)良好的金融環(huán)境有利于融資約束的緩解，公司能夠從外部獲得有效資金，國內學者魏志華[15](2014)也佐證了這一觀點。在近些年提出的“經濟脫虛向實”“企業(yè)去杠桿”等理念的影響下，越來越多的研究集中于企業(yè)金融資產配置與投資行為的相互關系中，體現(xiàn)在“促進效應”和“抑制效應”孰強孰弱的探究上。其中，“促進效應”是指企業(yè)配置的金融資產具有套利投機的性質，當企業(yè)面臨資金短缺時，可以迅速將金融資產變現(xiàn)，從而減輕對外部融資的依賴，緩解融資約束、融資不足的問題(宋軍等，2015；楊箏等，2017)[16-17]；另一方面，“抑制效應”表現(xiàn)為實體資產和金融資產存在相互替代的關系，奧爾漢加濟(Orhangazi)[18](2008)發(fā)現(xiàn)若企業(yè)持有過多的金融資產會擠出對實體資產的投入，實體投資的資金會減少，也不利于企業(yè)創(chuàng)新和人力資源的配置(王紅建等，2017)[19]。綜合上述兩種理論，企業(yè)的金融化程度關系到企業(yè)內部現(xiàn)金流，從而影響企業(yè)的投資行為，因此，本文在企業(yè)融資約束與金融資產配置的相關研究中提出如下假設：

假設1a：上市公司存在明顯融資約束，且金融資產配置會加重融資約束困境(抑制效應>促進效應)。

假設1b：上市公司存在明顯融資約束，且金融資產配置會緩解融資約束困境(促進效應>抑制效應)。

(二)社會融資體系與實體經濟的關系

已有的社會融資與實體經濟發(fā)展的相關文獻主要從兩方面展開：社會融資規(guī)模和社會融資結構。在社會融資規(guī)模增長的研究中，盛松成[20](2012)、冉光和等[21](2015)均通過實證檢驗證明社會融資規(guī)模的擴大對GDP等經濟指標的增長有明顯促進作用。而郭麗虹等[3](2014)、張曉樸等[22](2014)認為金融體系發(fā)展與實體經濟并非簡單的線性正相關關系，而是存在倒U型的閾值效應，只有當融資規(guī)模保持在合理范圍中才會呈現(xiàn)正的促進效應。

對于社會融資結構的理論分析，業(yè)界普遍認為金融結構是解釋經濟增長不可或缺的因素。鄭(Cheng)和德格里斯(Degryse)[23](2010)認為銀行信貸會促進經濟發(fā)展，段利民和杜躍平[24](2009)指出融資結構的多樣性有利于企業(yè)拓寬融資渠道，從而推動產業(yè)結構升級和轉型；牛潤盛[25](2013)發(fā)現(xiàn)以銀行為代表的間接融資市場對實體經濟的作用在減弱，而股票、債券等直接融資市場作用在增大。吳晗[26](2015)、劉玚等[27](2017)均指出融資結構的改變會通過引導產業(yè)結構優(yōu)化從而促進實體經濟增長，經濟發(fā)展水平較低的地區(qū)應先提升社會融資規(guī)模，以銀行信貸為主要融資手段，發(fā)達地區(qū)應主要優(yōu)化融資結構。

根據(jù)上述分析，社會融資發(fā)展在一定程度上促進了實體經濟增長，所以，本文對社會融資體系與企業(yè)融資約束的相關研究中，亦將社會融資體系分為規(guī)模增長和結構優(yōu)化兩方面，提出以下假設：

假設2：社會融資規(guī)模增長能夠緩解上市公司融資約束。

假設3：不同社會融資結構對上市公司融資約束影響程度不同，且間接融資緩解效應強于直接融資。

三、樣本選擇與研究設計

本文研究思路如下：首先實證檢驗上市公司存在融資約束以及企業(yè)資產金融化對融資約束的作用方向和效果，然后進一步探索社會融資體系發(fā)展(即融資規(guī)模增長和融資結構差異)對企業(yè)融資約束的作用路徑。

(一)樣本選擇

考慮到社會融資概念于2010年提出以及數(shù)據(jù)的可得性，本文選取2008—2017年中國滬深兩市所有A股上市公司的年度數(shù)據(jù)作為初始樣本，公司數(shù)據(jù)均來源于國泰安CSMAR數(shù)據(jù)庫，并按照如下原則進行處理：(1)以國泰安CSMAR六類行業(yè)劃分為準，剔除金融行業(yè)樣本；(2)剔除所有ST*、ST類公司樣本；(3)剔除資產負債率大于1、上市時間短于五年、基礎數(shù)據(jù)缺失的公司樣本。由于樣本期間社會融資指標的官方統(tǒng)計口徑發(fā)生了變化，為保持一致性，本文借鑒郭麗虹[3](2014)、劉玚等[27](2017)對社會融資規(guī)模的統(tǒng)計方法，將銀行短期信貸、中長期信貸、債券融資、票據(jù)融資和股票融資的增量合計作為社會融資規(guī)模代理變量，各部分數(shù)據(jù)均來源于中國人民銀行官方網站和國家統(tǒng)計年鑒。為避免極端值的影響，對所有連續(xù)變量進行1%和99%的縮尾處理，最終共計2 242家上市公司和20 415個觀測值。

(二)主要變量定義

1.企業(yè)投資支出(I)與現(xiàn)金流(CASH)

根據(jù)衡量企業(yè)融資約束的投資現(xiàn)金流敏感度模型，企業(yè)投資支出(I)作為被解釋變量，等于企業(yè)在固定資產、無形資產和其他資產的支出之和，自變量現(xiàn)金流(CASH)用經營活動產生的現(xiàn)金流凈額替代。

2.企業(yè)金融資產配置程度(FIN)

本文借鑒盛明泉等[28](2018)、王紅建等[19](2017)的研究思路，將交易性金融資產、衍生金融資產、可供出售金融資產、發(fā)放貸款與墊款凈額、投資性房地產和持有到期投資凈額總和作為企業(yè)金融資產的代理變量，因此，F(xiàn)IN=(交易性金融資產+衍生金融資產+發(fā)放貸款與墊款凈額+可供出售金融資產凈額+持有到期投資凈額+投資性房地產凈額)/總資產。

3.社會融資規(guī)模(SF)和社會融資結構(Structure)

如上文所述，社會融資規(guī)模SF=(銀行短期貸款+中長期貸款+票據(jù)融資+債券融資+股票融資)/GDP，并按照各組成部分占總融資額比重劃分為結構變量，分別命名為短期信貸(SC)、中長期信貸(LC)、債券融資(BOND)、票據(jù)融資(BILL)和股票融資(STOCK)，各變量具體計算公式見表1。

4.控制變量

參考于麗峰[29](2014)、盛明泉等[28](2018)的做法，將企業(yè)規(guī)模(SIZE)、資產負債率(RI)、企業(yè)未來投資機會(INVEST)和營運資金變化(WK)作為控制變量。其中，SIZE等于企業(yè)總資產的自然對數(shù)，RI用總負債與總資產比例衡量，INVEST代表企業(yè)未來的成長性，托賓Q值作為代理變量，WK表示營運資本的變動，等于公司凈營運資本變化額除以總資產，各變量具體計算公式見表1。

表1 變量定義

(三)模型設計

本文采用的基礎模型為法扎里(Fazzari)[3](1988)提出的投資—現(xiàn)金流敏感度模型，該模型是度量企業(yè)融資約束的常用模型。一方面企業(yè)層面的投資活動是推動實體經濟增長的微觀活動，使用該方法能夠反映內部和外部融資對企業(yè)投資的相對重要性；另一方面該模型可找到內生性問題的解決方法，其基本公式(模型1)如下：

Ii,t=β0+β1CASHi,t+β2SIZEi,t+β3INVESTi,t+

β4RIi,t+β5WKi,t+∑Year+∑Industry+εi,t

(1)

其中，i表示公司個體，t表示年度，Year和Industry分別為年度虛擬變量和行業(yè)虛擬變量，εi,t為殘差。若企業(yè)存在較明顯的融資約束，則企業(yè)投資支出對現(xiàn)金流的敏感性較強，表現(xiàn)為現(xiàn)金流系數(shù)β1為正數(shù)且顯著。

為進一步驗證假設1a與1b，本文在模型1的基礎上，加入企業(yè)金融資產配置程度(FINi,t)以及CASHi,t與FINi,t的交互項CASHi,t*FINi,t，從而考察企業(yè)金融化程度對融資約束的影響，進而判斷資產金融化“促進效應”與“抑制效應”的強弱，模型2公式如下：

Ii,t=β0+β1CASHi,t+β2FINi,t+β3CASHi,t*FINi,t+

β4SIZEi,t+β5INVESTi,t+β6RIi,t+

β7WKi,t+∑Year+∑Industry+εi,t

(2)

如果企業(yè)資產金融化有助于緩解企業(yè)融資約束，即促進效應大于抑制效應，則CASHi,t*FINi,t交互項系數(shù)β3顯著且為負數(shù)，從而支持假設1b；若抑制效應強于促進效應，則CASHi,t*FINi,t交互項系數(shù)β3顯著且為正數(shù)，則假設1a成立。

對于假設2和假設3，本文構建了檢驗模型3和模型4，分別在基礎模型上納入社會融資規(guī)模、結構與現(xiàn)金流的交互項，即CASHi,t*SFt和CASHi,t*Structuret，其中，Structuret指標包含SCt、LCt、BILLt、BONDt、STOCKt五部分，分別建立它們與現(xiàn)金流CASHi,t的交互項，模型3與模型4公式如下：

Ii,t=β0+β1CASHi,t+β2SFt+β3CASHi,t*SFt+β4SIZEi,t+

β5INVESTi,t+β6RIi,t+β7WKi,t+

∑Year+∑Year+∑Industry+εi,t

(3)

Ii,t=β0+β1CASHi,t+β2Structuret+β3CASHi,t*Structuret+β4SIZEi,t+

β5INVESTi,t+β6RIi,t+β7WKi,t+

∑Year+∑Industry+εi,t

(4)

模型3中重點考察交互項CASHi,t*SFt的系數(shù)β3，若假設2成立，則預期β3為負數(shù)且顯著，證明投資現(xiàn)金流敏感度降低，社會融資規(guī)模的擴張有助于上市公司緩解融資約束。模型4中各個結構指標與現(xiàn)金流的交互項系數(shù)表明了不同的融資方式對企業(yè)融資約束的差異化影響，若假設3成立，則銀行短期貸款、中長期貸款模型中的交互項系數(shù)更顯著且比直接融資途徑系數(shù)大。

四、實證結果和分析

(一)變量的描述性統(tǒng)計

表2報告了主要變量的描述性統(tǒng)計結果。從中可見，樣本公司平均資產投資支出占當期總資產的28.10%(指標I均值為0.281 0)，標準差為0.190 4，經營活動產生的現(xiàn)金流占當期總資產比重平均為4.01%，標準差為0.145 9；樣本公司持有的金融資產總體較少，表明多數(shù)企業(yè)金融化程度較低，標準差也體現(xiàn)了公司的異質性，即不同公司之間金融資產持有程度存在較大的差異；另外，社會融資規(guī)模指標均值為1.570 6，表明總體上社會融資總規(guī)模略高于同期的GDP總值。其中，SC平均占比29.71%，LC平均占比45.8%，BOND、BILL和STOCK占社會融資總額比例分別為15.44%、2.8%和7.82%。其他控制變量的統(tǒng)計結果與前人研究結果保持一致。

表2 描述性統(tǒng)計結果表

(二)變量的相關性分析

表3列出了各變量之間的皮爾遜(Pearson)相關系數(shù)。可以看出，企業(yè)現(xiàn)金流CASH與企業(yè)投資支出I正相關，且在1%水平上顯著，社會融資規(guī)模與投資I和現(xiàn)金流CASH呈正相關關系，而不同的融資結構關系不同。但是，上述關系未能考慮控制變量，因此，還需通過多元回歸分析進一步檢驗二者之間的關系。各控制變量的相關系數(shù)與前人研究結果保持一致。

表3 變量Pearson相關性分析

(三)實證結果及分析

1.金融資產對企業(yè)融資約束的影響效應

表4報告了上市公司存在的融資約束狀況和金融資產持有程度的實證結果，即假設1a與假設1b的檢驗結果。具體而言，列(1)(2)顯示的是模型1回歸結果，列(1)只加入各控制變量而未控制年度和行業(yè)效應，列(2)控制了年度效應和行業(yè)效應。實證結果表明，無論是否控制行業(yè)和年度效應，在被解釋變量(Ii,t)的回歸中，現(xiàn)金流(CASHi,t)的回歸系數(shù)均為正數(shù)，且在1%的水平上顯著，表明企業(yè)存在明顯的融資約束，與已有文獻結論一致。

表4 融資約束與金融資產配置程度的回歸結果

列(3)(4)呈現(xiàn)了模型2的回歸結果，列(4)在列(3)的基礎上加入了行業(yè)和年度效應。從回歸結果可以看出，CASHi,t*FINi,t交互項的回歸系數(shù)均為負數(shù)，且均在1%的水平上顯著，表明企業(yè)金融資產持有比例會減弱投資現(xiàn)金流敏感的主效應，即企業(yè)持有的金融資產越高，金融化程度越大，投資對現(xiàn)金流的依賴程度越低，表現(xiàn)為β3顯著為負，企業(yè)融資約束的困境會得到緩解，表現(xiàn)為β1、β3兩系數(shù)共同作用的結果，列(3)(4)中投資現(xiàn)金流系數(shù)低于列(1)(2)同等系數(shù)，從而驗證金融資產配置程度越高，對企業(yè)的“促進作用”會強于“抑制作用”，企業(yè)將更傾向于金融資產轉賣變現(xiàn)，在不影響公司日常經營活動的基礎上實現(xiàn)資產投資，假設1b得以驗證。

2.社會融資體系對企業(yè)融資約束的緩解效應。

本文分別對模型3和模型4進行了檢驗，以探究社會融資規(guī)模的增長和結構改變對企業(yè)融資約束的緩解效應。表5報告了上述模型的回歸結果，列(1)中CASHi,t*SFt的回歸系數(shù)為0.1289，SFt系數(shù)為-0.0522，均在1%的水平上顯著，表明社會融資規(guī)模擴大不利于企業(yè)融資約束的緩解，該實證結果與之前假設2存在一些偏差，我們未能找到社會融資規(guī)模的擴大會降低企業(yè)投資對內部現(xiàn)金流敏感的證據(jù)，結合前人對社會融資規(guī)模的研究，不少學者表示社會融資規(guī)模擴張對實體經濟的促進作用并非是單調的、線性的，存在最優(yōu)的閾值范圍，過度的擴張無法起到促進作用，本文結果側面佐證了這種觀點，合理的社會融資規(guī)模能否起到緩解企業(yè)融資約束的作用有待進一步檢驗。

表5 社會融資規(guī)模、結構與企業(yè)融資約束的回歸結果

列(2)～(6)展示了社會融資體系中五種融資途徑對企業(yè)融資約束的影響。在銀行短期與中長期信貸模型中，CASHi,t*SCt與CASHi,t*LCt交互項的回歸系數(shù)分別為-1.0049和-0.8091，均在1%的顯著性水平上通過檢驗，該結果表明以銀行借貸為主的間接融資途徑為企業(yè)獲取外部資金提供了幫助，隨著銀行貸款額度的增加，上市公司的融資約束程度在下降，比較系數(shù)后發(fā)現(xiàn)，短期貸款帶來的緩解效應略高于長期信貸，說明在我國銀行發(fā)放短期貸款會更有利于企業(yè)日常的經營運作，因為短期貸款較為靈活，能夠直接投入到企業(yè)投資活動中，減少內源融資的壓力。

在直接融資方式的回歸結果中(列4～6)，由于CASHi,t*BILLt、CASHi,t*BONDt、CASHi,t*STOCKt的系數(shù)都沒有通過10%的顯著性水平檢驗，因此，本文未能找到證明社會融資體系中債券、股票、票據(jù)的發(fā)展會緩解企業(yè)融資約束的證據(jù)，雖然，我國目前正在加速“金融脫媒”，債券股票等直接融資市場逐漸擴大，未來可能會成為經濟發(fā)展的中堅力量，但目前我國金融市場仍然不成熟，直接融資額和間接融資額的差距仍然較大，銀行信貸的主導位置依然存在。綜上，我們未找到支持假設3的全部實證證據(jù)，可以證明的是，銀行信貸的發(fā)展在降低企業(yè)融資約束中起到主導作用，但對于直接融資和間接融資緩解效應的比較，本文未得出相應結論。

(四)穩(wěn)健性檢驗

為了保證實證結果的可靠性，本文進行了如下的穩(wěn)健性檢驗：(1)由于投資-現(xiàn)金流模型中現(xiàn)金流、企業(yè)投資水平、現(xiàn)金流交互項均具有內生性問題，因此，為避免內生性帶來的偏差，本文在回歸模型中使用了內生變量的一階滯后項以及滯后項與外生解釋變量的交互項作為工具變量，回歸結果見表6。列(1)(7)分別顯示了加入工具變量后，企業(yè)金融資產配置程度、社會融資規(guī)模和各結構變量對上市公司融資約束的影響，社會融資總規(guī)模的擴張對融資約束的緩解有負面效應，但社會融資結構變量的正面效應顯著。(2)子樣本回歸，考慮到不同屬性的公司面臨的融資約束存在差異，本文將全樣本按照公司規(guī)模劃分為大型公司和中小型公司，分別對兩類樣本進行回歸，結果表明，大型企業(yè)面臨的融資約束小于中小型企業(yè)，且社會融資變量對其緩解融資約束有顯著作用。中小型企業(yè)面臨更高的融資約束困境，而社會融資體系的發(fā)展有助于中小型企業(yè)緩解現(xiàn)金流緊張問題，其中，外部間接融資途徑的緩解效應更高。上述檢驗結果均與前文一致，表明本文結果具有穩(wěn)健性。

表6 融資約束與金融資產配置程度、社會融資變量內生性檢驗結果

五、研究結論與啟示

(一)研究結論

本文通過分析滬深A股上市公司的投資行為和外部融資體系的相關性，得出如下結論：

1.我國上市公司普遍存在融資約束困境。企業(yè)資產金融化程度越高，面臨的融資約束越弱，原因在于金融資產可以發(fā)揮高流動性、高變現(xiàn)能力來擴充現(xiàn)金流。

2.社會融資規(guī)模的擴增加劇了企業(yè)融資約束困境。在社會融資結構的分析中，銀行信貸(包含短期信貸與中長期信貸)是緩解企業(yè)融資約束、促進實體經濟增長的重要方式。其中，短期信貸的緩解作用略強于長期信貸，但本文尚未找到直接融資市場的發(fā)展與實體企業(yè)融資的相關關系。

(二)管理啟示

近些年來，社會融資成為我國金融體系的重要組成部分，也是衡量金融市場對實體經濟支持力度的重要指標，本文得出的上述結論為社會融資環(huán)境助力經濟增長提供了證據(jù)，具有以下啟示：

1.為企業(yè)提供多元化融資平臺。面對企業(yè)普遍面臨的融資約束，要積極為企業(yè)的實體融資提供良好的金融環(huán)境，充實企業(yè)的外部融資途徑，并大力引導實體企業(yè)專注自身業(yè)務，脫虛向實，回歸主業(yè)，促進供給側結構性改革。

2.控制社會融資規(guī)模合理增長。我國社會融資規(guī)模的持續(xù)增長，表面上是企業(yè)融資需求增加、外部融資充足、融資難問題得以緩解的體現(xiàn)，但實際上并沒有有效傳導到實體經濟的發(fā)展中，相反，社會融資規(guī)模增長帶來的成本壓力，反而加劇了企業(yè)的融資約束問題，因此，應控制社會融資規(guī)模的合理增長。

3.重視社會融資結構優(yōu)化。我國金融體系仍然不健全，發(fā)展不成熟，為了更好地助力金融服務實體經濟，要更多關注社會融資結構的演變和優(yōu)化，重視金融供給側改革，充分發(fā)揮融資結構改變?yōu)槿谫Y約束帶來的緩解作用。目前，銀行信貸在融資市場中仍占據(jù)主導地位，雖然，近一些年來直接融資比重逐步上升，但與信貸的融資規(guī)模相比還是相差甚遠，已有文獻證明，直接融資對產業(yè)結構升級、實體經濟增長的帶動作用強于間接融資，因此，保證信貸供應的同時，也要大力發(fā)展直接融資市場，完善資本市場的制度建設，使資本市場能夠提供更有效的資金服務來滿足不同主體對資金的需求，從而為企業(yè)提供多渠道的融資服務。