基于非線(xiàn)性gmm方法的企業(yè)融資約束經(jīng)驗(yàn)指標(biāo)研究

基于非線(xiàn)性gmm方法的企業(yè)融資約束經(jīng)驗(yàn)指標(biāo)研究

一、研究結(jié)論與討論企業(yè)資金的困難一直是中國(guó)轉(zhuǎn)型經(jīng)濟(jì)背景下的一個(gè)重要問(wèn)題。如何解決企業(yè)資金的困難已成為學(xué)術(shù)界和商界的共同主題。從理論上來(lái)講,企業(yè)在不受融資約束的條件下,最直接和最有效率的融資方式是內(nèi)部融資。然而在現(xiàn)實(shí)經(jīng)濟(jì)環(huán)境下,內(nèi)部融資早已不能滿(mǎn)足企業(yè)對(duì)資金的需要。與此同時(shí),外部融資存在的諸多限制也制約著企業(yè)的發(fā)展,在我國(guó)轉(zhuǎn)軌經(jīng)濟(jì)過(guò)程中,這種融資約束的現(xiàn)象尤其明顯。企業(yè)的融資約束一方面體現(xiàn)在資金獲取的難易水平上,另一方面也體現(xiàn)在資金獲取的成本上。但是,無(wú)論是資金獲取的難易程度,還是資金獲取成本,都無(wú)法被直接觀測(cè)到,也難以對(duì)其準(zhǔn)確衡量(Hadlock和Pierce,2010;Silva和Carreira,2012)。這無(wú)疑大大增加了研究企業(yè)融資約束及其相關(guān)問(wèn)題的難度。從國(guó)內(nèi)的情況來(lái)看,目前尚未有一套被普遍接受的方法來(lái)評(píng)估和測(cè)算我國(guó)企業(yè)的融資約束環(huán)境。相應(yīng)的,融資約束對(duì)企業(yè)投資,特別是對(duì)企業(yè)的收益和風(fēng)險(xiǎn)的影響也缺乏系統(tǒng)梳理。更進(jìn)一步來(lái)看,融資約束是否會(huì)影響企業(yè)股票的風(fēng)險(xiǎn)和公司的價(jià)值?這些問(wèn)題的回答,有助于揭示融資約束環(huán)境下我國(guó)企業(yè)發(fā)展的微觀影響路徑,對(duì)優(yōu)化企業(yè)發(fā)展的生態(tài)環(huán)境,深化我國(guó)資本市場(chǎng)的改革,以及多層次財(cái)富管理市場(chǎng)的建設(shè)都具有重要的政策參考意義。遵循上述思路,本文的研究從如下三個(gè)方面展開(kāi)。一是構(gòu)建一套可以評(píng)價(jià)中國(guó)企業(yè)融資約束的指標(biāo),從而分析企業(yè)特征與融資約束關(guān)系。根據(jù)Whited和Wu(2006)的理論模型,本文以分解融資約束影子價(jià)格的拉格朗日乘子λ為切入點(diǎn),找出影響融資約束的關(guān)鍵變量,進(jìn)而構(gòu)建融資約束指數(shù)。相比通過(guò)搜集企業(yè)特征研究融資約束的方法,這一方法的優(yōu)點(diǎn)在于其具有明確的理論依據(jù)和經(jīng)濟(jì)含義。二是基于所構(gòu)建的指數(shù),本文研究了融資約束與投資的關(guān)系,直觀上揭示了融資約束對(duì)企業(yè)投資水平的阻礙程度。三是在資產(chǎn)定價(jià)模型的框架下,研究了融資約束與企業(yè)股票收益率的關(guān)系。從直覺(jué)上來(lái)看,面臨較強(qiáng)融資約束的公司股票應(yīng)具有較高的風(fēng)險(xiǎn)。因?yàn)檫@類(lèi)企業(yè)融資成本高,外部融資環(huán)境的改變極易影響企業(yè)正常經(jīng)營(yíng)的現(xiàn)金流,嚴(yán)重時(shí)的資金短缺還可能導(dǎo)致資金鏈斷裂的風(fēng)險(xiǎn),甚至誘發(fā)系統(tǒng)性的風(fēng)險(xiǎn)。為了補(bǔ)償這種風(fēng)險(xiǎn),投資者必然對(duì)持有這類(lèi)公司的股票要求較高的收益率。相應(yīng)的,本文的研究結(jié)果也可以概括為三個(gè)方面:首先,規(guī)模大、成長(zhǎng)性高、資金充裕以及負(fù)債水平低的企業(yè)面臨較小的融資約束。國(guó)有企業(yè)較私營(yíng)企業(yè)有較低的融資約束,但該結(jié)果在統(tǒng)計(jì)上不顯著。其次,融資約束越高的企業(yè)其投資水平越低,這與預(yù)期結(jié)果一致。最后,融資約束因子會(huì)產(chǎn)生一個(gè)顯著的風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià),這表明高融資約束風(fēng)險(xiǎn)的企業(yè)具有較高的收益率,也意味著融資約束風(fēng)險(xiǎn)并沒(méi)有被已有的市值、價(jià)值和市場(chǎng)三因子所解釋。從這個(gè)角度,本文的結(jié)論有助于解釋橫截面上股票收益率的差異性。盡管現(xiàn)有基于我國(guó)融資環(huán)境的研究已非常豐富(如Chow和Fung,1998;李焰和張寧,2008;羅黨論和甄麗明,2008;饒華春,2009;唐建新和陳冬,2009;沈紅波等,2010;于蔚等,2012),但是仍未解決一個(gè)根本性的問(wèn)題:如何準(zhǔn)確、科學(xué)地評(píng)估我國(guó)的融資約束變量,許多文獻(xiàn)中采用的K-Z指標(biāo)、S-A指標(biāo)等都是基于西方市場(chǎng)的經(jīng)驗(yàn)結(jié)果,而如何構(gòu)建一套符合我國(guó)企業(yè)特征的融資約束指標(biāo),是本文研究的貢獻(xiàn)之一。在此基礎(chǔ)上,本文其它方面的貢獻(xiàn)在于:第一,從公司金融領(lǐng)域的研究來(lái)看,大多數(shù)文獻(xiàn)都是從投資現(xiàn)金流敏感度出發(fā)研究企業(yè)融資約束,尚沒(méi)有采用結(jié)構(gòu)模型分析我國(guó)企業(yè)融資約束的文獻(xiàn)。本文研究豐富了這一領(lǐng)域的文獻(xiàn),我們基于結(jié)構(gòu)模型,對(duì)作為融資約束影子價(jià)格的拉格朗日乘子λ進(jìn)行分解,構(gòu)建出能衡量企業(yè)融資約束大小的指標(biāo),并采用中國(guó)上市公司數(shù)據(jù),通過(guò)非線(xiàn)性GMM的方法估計(jì)出這一指標(biāo)。第二,從資產(chǎn)定價(jià)領(lǐng)域的研究來(lái)看,國(guó)內(nèi)尚沒(méi)有文獻(xiàn)研究融資約束的風(fēng)險(xiǎn)問(wèn)題,也未有研究融資約束與股票收益率的關(guān)系。本文利用所構(gòu)建的融資約束指數(shù)對(duì)這些問(wèn)題進(jìn)行了作答,并從融資約束角度對(duì)股票橫截面上收益率的差異性進(jìn)行了解釋,提供了這一方面的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。二、融資約束指標(biāo)事實(shí)上,自Fazari等(1988)研究企業(yè)投資與現(xiàn)金流敏感度,并作為衡量融資約束的指標(biāo)以來(lái),學(xué)界對(duì)融資約束衡量標(biāo)準(zhǔn)的爭(zhēng)議由來(lái)已久,然而尚未達(dá)成一致意見(jiàn)。Kaplan和Zingales(1997)通過(guò)比較不同組別公司的特征差異,最早提出了一套廣為應(yīng)用的融資約束度量指標(biāo)——K-Z指標(biāo)。但是,K-Z指標(biāo)并沒(méi)有得到所有學(xué)者的認(rèn)同,例如Cleary(1999)、Whited和Wu(2006)及Hadlock和Pierce(2010)。主要原因在于該指標(biāo)需要對(duì)托賓Q進(jìn)行測(cè)算,而托賓Q被公認(rèn)為難以準(zhǔn)確計(jì)算的指標(biāo)之一(Hayashi,1982;Bond和Cummins,2001;Cooper和Ejarque,2001)。Cleary(1999)利用多元判別式分析法(MDA)對(duì)影響融資約束的變量進(jìn)行了篩選,并構(gòu)建了MDA指數(shù)。Whited和Wu(2006)基于跨期投資模型,從歐拉方程出發(fā),通過(guò)GMM方法估計(jì)出外部融資的影子價(jià)值,并作為構(gòu)建融資約束指標(biāo)的依據(jù)。Musso和Schiavo(2008)、Silva(2011)基于一系列可能影響融資約束的變量對(duì)企業(yè)進(jìn)行分類(lèi),并構(gòu)建了分類(lèi)評(píng)分指標(biāo)用于衡量企業(yè)的融資約束程度。Hadlock和Pierce(2010)運(yùn)用OrderedLogit模型研究影響企業(yè)融資約束的因素,認(rèn)為其根據(jù)企業(yè)規(guī)模和年限所構(gòu)建的S-A指標(biāo)可以很好的反映企業(yè)所面臨的融資約束狀況。在融資約束對(duì)企業(yè)行為的影響上,Almeida等(2004)發(fā)現(xiàn)受到約束的企業(yè)傾向于從現(xiàn)金流中保留現(xiàn)金,以留存給未來(lái)可能出現(xiàn)的投資機(jī)會(huì)或?qū)_不確定風(fēng)險(xiǎn);不受融資約束的企業(yè)由于隨時(shí)可以獲取外部資金,因此經(jīng)營(yíng)活動(dòng)中不會(huì)保留過(guò)多現(xiàn)金。Fagiolo和Luzzi(2006)、Oliveira和Fortunado(2006)認(rèn)為,由于受到融資約束的限制,企業(yè)喪失了可能的投資機(jī)會(huì),因此融資約束給企業(yè)增長(zhǎng)造成負(fù)面的影響。Hennessy和Whited(2007)基于機(jī)構(gòu)模型,內(nèi)生了投資、現(xiàn)金流、杠桿率等變量,用模擬的方法對(duì)融資行為進(jìn)行了研究,作者發(fā)現(xiàn)融資約束企業(yè)有較高的融資成本。隨著我國(guó)經(jīng)濟(jì)市場(chǎng)的發(fā)展,許多學(xué)者開(kāi)始關(guān)注融資環(huán)境對(duì)國(guó)內(nèi)企業(yè)的影響。總體而言,國(guó)內(nèi)研究融資約束的文獻(xiàn)可分為以下三類(lèi):第一類(lèi)是采用國(guó)外文獻(xiàn)的指標(biāo)直接采用中國(guó)數(shù)據(jù)進(jìn)行驗(yàn)證。如Chow和Fung(1998)研究了上海股票市場(chǎng)制造類(lèi)企業(yè)的融資約束和投資現(xiàn)金流敏感度的關(guān)系,發(fā)現(xiàn)融資約束越大的企業(yè),投資現(xiàn)金流敏感性越低。李焰和張寧(2008)則以K-Z指標(biāo)為基礎(chǔ),構(gòu)建了度量我國(guó)上市公司融資約束的綜合財(cái)務(wù)指標(biāo)評(píng)分模型。第二類(lèi)是對(duì)我國(guó)企業(yè)融資約束影響因素的探索,這一方面的研究成果最為豐富。實(shí)證研究發(fā)現(xiàn),我國(guó)上市公司普遍存在融資約束,金融發(fā)展對(duì)企業(yè)的融資約束的改善有促進(jìn)作用(沈紅波等,2010)。民營(yíng)企業(yè)融資約束的改善要強(qiáng)于國(guó)有企業(yè)(饒華春,2009;唐建新和陳冬,2009),有政治關(guān)系的民營(yíng)企業(yè)外部融資時(shí)所受的融資約束更少(羅黨論和甄麗明,2008),引入機(jī)構(gòu)投資者對(duì)于民營(yíng)企業(yè)融資約束的改善要明顯優(yōu)于國(guó)有企業(yè)(張純和呂偉,2007)。另外,學(xué)者還發(fā)現(xiàn)商業(yè)信用的改善(石曉軍和張順明,2010)、金融關(guān)聯(lián)(鄧建平和曾勇,2011)、信息不對(duì)稱(chēng)程度的降低(屈文洲等,2011)對(duì)于企業(yè)融資約束的改善也有積極作用。第三類(lèi)是研究融資約束對(duì)我國(guó)企業(yè)投資決策以及企業(yè)業(yè)績(jī)的影響。連玉君等(2010)發(fā)現(xiàn)融資約束的企業(yè)會(huì)保持較高的流動(dòng)性并且實(shí)行積極的流動(dòng)性調(diào)整策略。王彥超(2009)表明融資無(wú)約束的企業(yè)容易發(fā)生過(guò)度投資。李科和徐龍炳(2011)利用短期融資券的推出作為自然實(shí)驗(yàn),證明金融創(chuàng)新將帶來(lái)公司融資約束狀況的好轉(zhuǎn),進(jìn)而有助于改善公司業(yè)績(jī)。還有研究發(fā)現(xiàn),融資約束對(duì)于財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)(李焰等,2007)、企業(yè)資本結(jié)構(gòu)調(diào)整(于蔚等,2012)均存在顯著影響。三、企業(yè)融資約束指標(biāo)的理論模型這個(gè)部分描述一個(gè)企業(yè)最大化未來(lái)預(yù)期股利現(xiàn)值的理論模型,推導(dǎo)出企業(yè)最優(yōu)投資的一階條件,并在此基礎(chǔ)上詳細(xì)闡述本文融資約束指標(biāo)的構(gòu)建方法及其經(jīng)濟(jì)含義,為后文的實(shí)證研究奠定基礎(chǔ)。(一)融資約束對(duì)企業(yè)價(jià)值最大化的影響本文的模型主要基于Whited(1998)、Whited和Wu(2006)的研究,同時(shí)依據(jù)中國(guó)企業(yè)的具體情況,對(duì)模型進(jìn)行了改進(jìn),以便分析融資約束對(duì)國(guó)有企業(yè)和民營(yíng)企業(yè)的不同影響。假設(shè)追求企業(yè)價(jià)值最大化的股東追求未來(lái)預(yù)期紅利的現(xiàn)值最大:上式中,V其中,其中,i企業(yè)的資本積累方程為:其中,δ等式(5)稱(chēng)為股權(quán)融資約束,規(guī)定了股息的下界。由于發(fā)行新股相當(dāng)于減少了已有股東的權(quán)益(減少了股息),因此等式(5)等價(jià)于規(guī)定了股權(quán)融資的上界。當(dāng)企業(yè)采用債權(quán)融資時(shí),有限性條件要求:由企業(yè)的目標(biāo)函數(shù)(1)以及預(yù)算約束(5)和(6),最優(yōu)化問(wèn)題可完整表述為:(二)企業(yè)貸款約束下的模型估計(jì)容易證明,由最優(yōu)化問(wèn)題式(7)推導(dǎo)出的企業(yè)最優(yōu)資本存量K其中,λ因此,在面臨融資約束時(shí),企業(yè)投資產(chǎn)生了額外的成本,其大小取決于影子價(jià)格λ其中,GR基于上述理論模型,可以通過(guò)一階式(8)的條件估計(jì)出等式中的參數(shù)β={β四、因變量—數(shù)據(jù)與融資約束的估計(jì)本文采用2003年第1季度至2012年第4季度上證A股的季度數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證研究,并剔除了金融行業(yè)、財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)缺失和明顯錯(cuò)誤的樣本。我們按照證監(jiān)會(huì)行業(yè)次類(lèi)代碼對(duì)企業(yè)所屬行業(yè)進(jìn)行劃分。在數(shù)據(jù)處理中,本文剔除了處于*ST、ST或者PT狀態(tài)的上市公司,因?yàn)檫@類(lèi)公司的經(jīng)營(yíng)出現(xiàn)了連續(xù)的虧損,面臨被收購(gòu)的威脅,而不僅僅是融資上的困難。出于同樣的原因,營(yíng)業(yè)收入增長(zhǎng)率連續(xù)2個(gè)季度小于0的企業(yè)樣本也被排除。我們還剔出了總資產(chǎn)、貨幣資金或固定資產(chǎn)小于0的這類(lèi)具有異常數(shù)據(jù)的企業(yè)樣本,并且只包含了至少公開(kāi)連續(xù)8個(gè)季度財(cái)務(wù)報(bào)表的公司。經(jīng)過(guò)以上的選擇,最終可以得包含到715家上市公司、44個(gè)時(shí)間點(diǎn)的非平衡面板數(shù)據(jù)。本文數(shù)據(jù)均取自于銳思(RESSET)數(shù)據(jù)庫(kù),此外,本文隨機(jī)選取數(shù)據(jù)庫(kù)中的財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)與上市公司年報(bào)進(jìn)行比對(duì)確認(rèn),以保證數(shù)據(jù)的質(zhì)量。本文其余變量的構(gòu)建標(biāo)準(zhǔn)如下:國(guó)有股數(shù)占總股數(shù)超過(guò)50%的公司被認(rèn)為是國(guó)有企業(yè),托賓Q的計(jì)算方法為:(流通股市值+非流通股市值+負(fù)債凈值)/總資產(chǎn)(Chung和Pruitt,1994)。折舊率(Depr)按照折舊額與非流動(dòng)資產(chǎn)的比值計(jì)算(一)企業(yè)融資約束:一個(gè)顯著性研究視角文章的這一部分將對(duì)模型中的參數(shù)進(jìn)行估計(jì)。針對(duì)等式(8)刻畫(huà)的一階條件,可以構(gòu)建條件矩估計(jì)式:其中,z隨機(jī)折現(xiàn)因子SDF采用Fama和French(1992,1993)三因子的形式:其中,MKT表示市場(chǎng)因子,SMB表示市值因子,HML表示賬面市值比因子。本文采用兩階段廣義矩估計(jì)法GMM(Hansen和Singleton,1982)對(duì)模型進(jìn)行了估計(jì),待估計(jì)的核心參數(shù)為20個(gè),分別為α表2的模型1報(bào)告了用等式(9)所有13個(gè)變量構(gòu)建λ進(jìn)行估計(jì)結(jié)果,依據(jù)這一列的結(jié)果,在后續(xù)的估計(jì)中逐漸去掉不顯著的變量,并得到2至4列的結(jié)果。過(guò)度識(shí)別的J檢驗(yàn)和L檢驗(yàn)長(zhǎng)期負(fù)債規(guī)模較高的企業(yè)或處于負(fù)債水平較高行業(yè)的企業(yè)融資約束更高(Tltd和Idebt的系數(shù)分別為0.101和0.392)。因?yàn)檫@些企業(yè)具有較高的杠桿率,經(jīng)營(yíng)風(fēng)險(xiǎn)較高,在融資時(shí)債權(quán)人必然會(huì)要求更高的收益率作為對(duì)風(fēng)險(xiǎn)的補(bǔ)償。資產(chǎn)規(guī)模大的企業(yè)融資成本較低(Size的系數(shù)為-0.091)。這一方面是由于大型企業(yè)抵御風(fēng)險(xiǎn)的能力較強(qiáng),另一方面在于資產(chǎn)也可作為融資抵押擔(dān)保的一種方式,從而資產(chǎn)規(guī)模較高有利于企業(yè)進(jìn)行融資?，F(xiàn)金充實(shí)的企業(yè)面臨較小的融資約束。這不僅與企業(yè)自身持有的現(xiàn)金水平相關(guān)(CF),也與企業(yè)資產(chǎn)的變現(xiàn)能力有關(guān)(Liq)。這類(lèi)企業(yè)不易受到資金鏈斷裂的威脅,因此市場(chǎng)對(duì)其風(fēng)險(xiǎn)的評(píng)價(jià)較低,企業(yè)更容易獲得所需資金。值得注意的是,相比資產(chǎn)的變現(xiàn)能力,現(xiàn)金的持有量對(duì)減輕融資約束明顯具有更明顯的作用(CF的系數(shù)為-0.761,liq的系數(shù)為-0.134,前者是后者的5.7倍),這說(shuō)明現(xiàn)金流在融資約束中的重要作用,也與投資現(xiàn)金流理論一致。高成長(zhǎng)性企業(yè)面臨較小的融資約束。這反映在銷(xiāo)售增長(zhǎng)率、銷(xiāo)售凈利率、資本回報(bào)率和資產(chǎn)收益率上(系數(shù)分別為GR=-0.270,Netprfrt=-0.458,Roic=-0.464,ROA=-0.579)。可能的解釋為,這類(lèi)企業(yè)處于發(fā)展的擴(kuò)張期,市場(chǎng)對(duì)其未來(lái)的還款能力持有較為正面的態(tài)度,因此企業(yè)從市場(chǎng)獲取資金也更為容易。值得注意的是,若企業(yè)所屬行業(yè)具有較高的銷(xiāo)售增長(zhǎng)率,則會(huì)增加企業(yè)融資的難度(IGR=0.277),這反映出行業(yè)間存在融資上的競(jìng)爭(zhēng)性:行業(yè)較高的銷(xiāo)售增長(zhǎng)率意味著企業(yè)相對(duì)較低的增長(zhǎng)率,這樣必然會(huì)引起市場(chǎng)對(duì)企業(yè)的負(fù)面評(píng)價(jià),從而增加融資的難度。但是,作為衡量企業(yè)成長(zhǎng)性指標(biāo)的托賓Q系數(shù)不顯著,這一方面可能由于上述四個(gè)指標(biāo)已能充分捕捉企業(yè)成長(zhǎng)性特點(diǎn),另一方面可能是由于托賓Q指數(shù)的測(cè)量誤差導(dǎo)致。這一結(jié)果也與羅黨論和甄麗明(2008)的發(fā)現(xiàn)一致。相對(duì)于私營(yíng)企業(yè),國(guó)有企業(yè)的融資約束較小,但其顯著水平不高(State系數(shù)為-0.006,標(biāo)準(zhǔn)誤為0.027)。這一結(jié)果也與已有文獻(xiàn)相一致:許多文獻(xiàn)對(duì)國(guó)有企業(yè)和私營(yíng)企業(yè)融資約束的差異性進(jìn)行比較,并認(rèn)為國(guó)有企業(yè)有較小的融資約束,但大部分研究結(jié)果顯示它們的差異都不是非常大(如張純和呂偉,2007;郭麗虹和馬文杰,2009)。表中最后一列報(bào)告了過(guò)度識(shí)別的J檢驗(yàn)對(duì)應(yīng)的p值,較高的p值說(shuō)明在常規(guī)的顯著水平下沒(méi)有拒絕原模型。在模型1的基礎(chǔ)上,模型2和模型3依次刪除了模型1中不顯著的兩個(gè)變量,TobinQ和國(guó)有企業(yè)虛擬變量State。結(jié)果表明,精簡(jiǎn)模型的估計(jì)系數(shù)無(wú)論在符號(hào)還是絕對(duì)值水平上與模型1都沒(méi)有明顯的差異。同時(shí),過(guò)度識(shí)別的J檢驗(yàn)和L檢驗(yàn)都沒(méi)有拒絕精簡(jiǎn)模型,說(shuō)明剔出這兩個(gè)變量所構(gòu)建的λ仍然可以成功對(duì)模型進(jìn)行擬合。但在刪除ROA后,模型4的估計(jì)效果明顯下降,J檢驗(yàn)較小的p值,說(shuō)明該模型存在過(guò)度識(shí)別的問(wèn)題。同時(shí),L檢驗(yàn)較小的p值,說(shuō)明與模型3相比,精簡(jiǎn)模型與之存在顯著的差異,因此ROA不應(yīng)排除在歐拉方程之外?；谝陨系慕Y(jié)果,本文最終選擇模型3。(二)企業(yè)融資約束根據(jù)表2對(duì)模型3的估計(jì),本文構(gòu)建的融資約束指數(shù)如下:將融資約束指數(shù)對(duì)所有企業(yè)在橫截面上取均值,可以繪制出指數(shù)的時(shí)序圖,如圖1所示。圖1中,直線(xiàn)表示總樣本,點(diǎn)線(xiàn)表示國(guó)有企業(yè),虛線(xiàn)表示私營(yíng)企業(yè)。指數(shù)較大的值意味著企業(yè)較高的融資約束,說(shuō)明企業(yè)外部融資相對(duì)于內(nèi)部融資具有更高的成本,因此難以通過(guò)外部融資取得投資所需資金。指數(shù)較小的值意味著企業(yè)較小的融資約束,說(shuō)明企業(yè)較容易通過(guò)外部融資獲取資金?？偟膩?lái)看,我國(guó)上證A股企業(yè)的融資約束在時(shí)間上沒(méi)有表現(xiàn)出明顯的增高或降低的趨勢(shì)性,其均值為-1.911,標(biāo)準(zhǔn)差為0.138。盡管在表2的估計(jì)中,國(guó)有企業(yè)虛擬變量不顯著,但從均值水平上看,國(guó)有企業(yè)所受融資約束更小,其指數(shù)均值比私營(yíng)企業(yè)低6.4%,這說(shuō)明國(guó)有企業(yè)更易融到資金。另外,國(guó)有企業(yè)融資約束指數(shù)的波動(dòng)性也小于私營(yíng)企業(yè),兩者的標(biāo)準(zhǔn)差分別為0.130和0.171,這意味著國(guó)有企業(yè)面臨更加穩(wěn)定的融資環(huán)境,其融資環(huán)境較私營(yíng)企業(yè)更加優(yōu)越。在得到融資約束的指標(biāo)λ五、融資約束程度通過(guò)簡(jiǎn)單的描述統(tǒng)計(jì),可以直觀反映出融資約束對(duì)企業(yè)投資行為與股票收益率的影響。表3將融資約束指數(shù)以上下25%分位數(shù)以及中位數(shù)分成4組(為陳述方便,將指數(shù)處于下25%分位數(shù)的企業(yè)稱(chēng)為弱融資約束企業(yè),處于上25%分位數(shù)的企業(yè)稱(chēng)為強(qiáng)融資約束企業(yè)),并對(duì)企業(yè)特征以及股票收益率的均值和標(biāo)準(zhǔn)差按融資約束程度不同進(jìn)行了分類(lèi)統(tǒng)計(jì)。除考察了表2所用變量外,表3還包括了企業(yè)投資水平(Invest)、總負(fù)債水平(Debt)和超額收益率(ER)從表3不難發(fā)現(xiàn),資產(chǎn)規(guī)模(Asset)、銷(xiāo)售增長(zhǎng)率(GR)、現(xiàn)金流(CF)、資本回報(bào)率(Roic)和資產(chǎn)收益率(ROA)與融資約束指數(shù)表現(xiàn)出負(fù)相關(guān)關(guān)系,在上述變量的均值水平上,強(qiáng)融資約束企業(yè)都明顯高于弱融資約束企業(yè).長(zhǎng)期負(fù)債水平(Tltd)、總債務(wù)水平(Debt)與融資約束指數(shù)表現(xiàn)出正相關(guān)關(guān)系。托賓Q與融資約束指數(shù)仍然不存在明顯的關(guān)系。這些結(jié)論均與表2結(jié)果一致。另一方面,投資水平與融資約束指標(biāo)呈明顯的負(fù)相關(guān)關(guān)系,融資約束較小的企業(yè)投資規(guī)模更大。強(qiáng)約束企業(yè)與弱約束企業(yè)的投資之比大約為1:3。最后,股票超額收益率與融資約束呈正相關(guān)關(guān)系,融資約束越強(qiáng)的企業(yè)超額收益率越高。這意味著融資約束高的企業(yè)可能面臨更高的風(fēng)險(xiǎn),因此對(duì)投資者給予更高的收益率作為風(fēng)險(xiǎn)的補(bǔ)償。(一)企業(yè)商業(yè)模式的回歸模型為了驗(yàn)證融資約束對(duì)企業(yè)投資的影響,本文借鑒Fazzari等(1988)的方法,重點(diǎn)考察融資約束指數(shù)與投資規(guī)模的關(guān)系。Fazzari等(1988)構(gòu)建的計(jì)量模型為:其中,TobinQ實(shí)際上,融資約束存在時(shí),企業(yè)投資不僅受到現(xiàn)金流的影響,還會(huì)受到一系列企業(yè)特質(zhì)的影響,比如,債務(wù)水平、資產(chǎn)規(guī)模,投資凈利率等因素。Hubbard(1998)認(rèn)為,只要這些企業(yè)特征能夠影響企業(yè)資金獲取能力,那么在式(13)的回歸模型中,這些特征變量的系數(shù)就會(huì)顯著。由于本文構(gòu)建的融資約束指數(shù)是諸多企業(yè)特征的綜合,因此這一部分將基于所構(gòu)建的融資約束指數(shù)來(lái)研究投資與融資約束的關(guān)系。值得注意的是,此時(shí)僅考慮融資約束t-1期的數(shù)據(jù)不能充分反映企業(yè)當(dāng)期投資的變化,因?yàn)榉磻?yīng)在融資約束指數(shù)中的資產(chǎn),債務(wù)水平都會(huì)對(duì)當(dāng)期投資產(chǎn)生影響,因此本文以同期指數(shù)作為回歸變量。同時(shí),為避免內(nèi)生性(當(dāng)期的投資可能影響當(dāng)期的現(xiàn)金流、債務(wù)水平),本文以指數(shù)的滯后項(xiàng)作為當(dāng)期值的工具變量。最后,我們控制了企業(yè)固定效應(yīng)和時(shí)間固定效應(yīng)以避免異質(zhì)性因素。具體的回歸模型為:其中,index表4的(1)~(2)列采用固定效應(yīng)模型對(duì)等式(14)進(jìn)行估計(jì)的結(jié)果。結(jié)果顯示托賓Q系數(shù)為0.020,t值為2.29,意味著較高成長(zhǎng)機(jī)會(huì)的企業(yè)投資規(guī)模更高。資產(chǎn)規(guī)模、主營(yíng)業(yè)務(wù)收入的系數(shù)顯著為正,說(shuō)明資產(chǎn)規(guī)模較高或主營(yíng)業(yè)務(wù)收入越高的企業(yè)越有驅(qū)動(dòng)進(jìn)行投資,從而擴(kuò)大生產(chǎn)規(guī)模,取得更多的收益(沈紅波等,2010)。然而融資約束指數(shù)前系數(shù)不顯著,正如上文所述,這可能是由于內(nèi)生性引起,由于當(dāng)期的投資可能會(huì)影響到當(dāng)期指數(shù)中的某些變量,如債務(wù)水平、現(xiàn)金流。為解決這一問(wèn)題,表4的第(3)~(4)列以index的滯后項(xiàng)作為當(dāng)期值的工具變量(二)投資組合法如上文表3所示,融資約束與股票超額收益率(ER)之間存在正相關(guān)關(guān)系。那么,預(yù)算約束是否增加了股票的風(fēng)險(xiǎn),進(jìn)而通過(guò)高風(fēng)險(xiǎn)高回報(bào)的機(jī)制產(chǎn)生了較高的收益率?預(yù)算約束導(dǎo)致高風(fēng)險(xiǎn)的可能原因在于,高融資約束的企業(yè)可能喪失了股權(quán)融資分散風(fēng)險(xiǎn)的優(yōu)點(diǎn);同時(shí),高融資成本使企業(yè)更易遇到資金短缺的風(fēng)險(xiǎn),也消弱了企業(yè)因不能及時(shí)獲取資金對(duì)沖潛在風(fēng)險(xiǎn)的能力。這一部分將以投資組合法來(lái)研究這一問(wèn)題。首先,在每年的第四季度,按照融資約束指數(shù)將企業(yè)分為5組,然后以總市值加權(quán)法計(jì)算每一組在接下來(lái)4個(gè)季度中的超額收益率,形成5個(gè)組合在時(shí)間序列上的超額收益率。最后,基于Fama和French(1993)的三因子模型,做如下回歸:其中,ER結(jié)果顯示,第1組中,融資約束風(fēng)險(xiǎn)為-0.953,負(fù)的β市值因子(SMB)有一個(gè)正且顯著的風(fēng)險(xiǎn)系數(shù),而價(jià)值因子(HML)前系數(shù)不顯著,這表明在中國(guó)股市存在顯著的規(guī)模溢酬,以及并不明顯的價(jià)值溢酬。這一結(jié)果與吳賈等(2014)的結(jié)果一致。模型較高的R(三)融資約束指數(shù)上文的分析從時(shí)間序列角度研究了融資約束風(fēng)險(xiǎn),這一部分將從橫截面角度分析融資約束與股票收益率之間的關(guān)系。解釋股票在橫截面上收益率的差異一直是金融學(xué)中的基本問(wèn)題(Fama,1992;Yogo,2006),解決這一問(wèn)題的關(guān)鍵在于回答企業(yè)哪些特征可以引起股票的高溢酬。本文通過(guò)式(12)構(gòu)建的融資約束指數(shù)表明,指數(shù)由一系列企業(yè)特征構(gòu)成,是這些特征的加權(quán)平均值。這就為研究個(gè)股橫截面上收益率的