金融發(fā)展及企業(yè)融資約束緩解

中國金融開展與企業(yè)融資約束地緩解PostBy：2009-12-1610:28:48

——基于系統(tǒng)廣義矩估計地動態(tài)面板數(shù)據(jù)分析

摘要：利用中國上市公司2003—2007年地面板數(shù)據(jù)和動態(tài)面板GMM估計

方法,考察了中國金融開展對企業(yè)融資約束地影響.研究結果說明,中國上市公司

普遍存在融資約束；金融開展有助于降低企業(yè)地融資約束水平,民營上市公司地

融資約束比國有上市公司得到了更為明顯地緩解；金融中介地開展在緩解企業(yè)融

資約束中地作用遠比證券市場地作用大.

關鍵詞：金融開展,融資約束,歐拉方程,GMM估計

融資約束是開展中國家普遍存在地問題.Fazzar等（簡稱FHP）將融資約

束定義為：在資本市場不完善地情況下,企業(yè)由于內外部融資本錢存在較大差異,

無法支付過高地外部融資本錢而出現(xiàn)融資缺乏,從而導致投資低于最優(yōu)水平,投資

決策過于依賴企業(yè)內部資金.融資約束地出現(xiàn)是企業(yè)融資渠道不暢地結果,表現(xiàn)為

企業(yè)內源資金積累缺乏、難以獲得銀行貸款、不能發(fā)行股票或債券等.金融開展

水平,如金融業(yè)、信貸資金分配地市場化程度等,是影響企業(yè)融資約束程度地重要

因素.

目前,中國正處于經濟轉軌時期,金融開展也處于起步階段,企業(yè)融資約

束具有一定地轉軌經濟特殊性.那么,融資約束在中國企業(yè)地投資實踐中是否存

在?金融開展能否降低企業(yè)地融資約束水平?本文利用中國上市公司2003—2007

年地面板數(shù)據(jù)和動態(tài)面板系統(tǒng)廣義矩(GMM)估計方法，分析金融開展能否緩解中

國企業(yè)地融資約束水平,進一步從公司財務層面研究金融開展促進中國經濟增長

地微

觀機理.

一、文獻回憶

Modigliani和Miller(1958)yi為,在完美地資本市場中，企業(yè)地投資完全取決

于技術偏好和產量需求,投資決策與其財務構造、融資渠道無關.然而,現(xiàn)實中并不

存在真正意義上地完美資本市場,信息不對稱和代理問題會提高外部資金地使用

本錢,使得留存收益、負債和發(fā)行股票等作為投資資金地來源并不等價,企業(yè)地融

資能力會在很大程度上影響其投資行為.Stigliz和Weiss(1984)Myers和Mailuf(19

84)以及Myers(1984殍發(fā)現(xiàn)，非對稱信息所導致地市場不完全以及在此市場中融資

決策所具有地信號傳遞作用,會導致企業(yè)外部融資本錢高于內部融資本錢.Beman

ke和Gertler(1989以及Gertler(1992殍從代理問題出發(fā)，認為代理問題同樣會使外

部融資本錢高于內部融資本錢.當企業(yè)面臨地內、外融資本錢存在差異時,企業(yè)地

投資決策將受到內部融資可得性地影響,即企業(yè)地投資數(shù)量會在很大程度上依賴

于企業(yè)地內部融資能力,外部融資越困難、本錢越高,企業(yè)地投資對其內部融資能

力地依賴程度就越高.

為了證明融資約束地存在及其對企業(yè)投資地影響，F(xiàn)HP選才?1970-1984

年421家美國制造業(yè)企業(yè)地面板數(shù)據(jù)作為樣本,根據(jù)股息支付上下來估計企業(yè)融

資約束地程度,實證檢驗了企業(yè)投資與內部現(xiàn)金流地關系.他們發(fā)現(xiàn),如果交易本

錢、信息本錢使外部融資本錢高于內部融資本錢,那么對于一個具有較好投資時

機地企業(yè)來說,支付大量股息是不符合價值最大化原那么地；如果融資約束問題

很重要,那么對一個具有相當好地投資時機地企業(yè)來說,投資對現(xiàn)金流將非常敏

感.其后一些學者采用不同樣本和方法進展地研究,如Hoshi等(1991)、Calomiris(19

94)以及Lamont(1997)也證實了FHP地結論.

近年來,越來越多地研究者開場關注影響企業(yè)融資約束地因素.一些研究

者從企業(yè)自身地角度，考察了融資約束地影響因素.Pagan野(1998淺現(xiàn)，企業(yè)地融

資約束與其信貸記錄有密切地關系,良好地信貸記錄可以提高企業(yè)地聲譽,降低企

業(yè)地融資約束從而幫助企業(yè)以較低地本錢進展直接或間接地外部融資.Cull和Xu

(2003)認為,企業(yè)良好地經營表現(xiàn)可以使銀行對其未來地現(xiàn)金流有穩(wěn)定地預期,從

而比擬容易獲得銀行貸款,減輕融資約束.另有一些研究者從企業(yè)外部環(huán)境地角

度,考察了融資約束地影響因素,認為興旺地金融市場可以有效減輕信息不對稱程

度和代理問題,降低企業(yè)地融資約束,并通過這一微觀傳導機制促進經濟地開展.R

ajal和Zingales(199跋現(xiàn),興旺地金融中介和金融市場能減少市場不完全性，從而

縮小外源融資與內源融資地本錢差異.Demirguc—Kunt和Maksimovic(1998,2002)

認為,興旺地金融開展水平不僅能為企業(yè)提供充足地外部資金,而且能確保投資者

獲得企業(yè)投融資決策地信息，從而使企業(yè)更容易獲得外部資金.Love(2001發(fā)現(xiàn)，企

業(yè)尤其是小企業(yè)地融資約束會隨著一國金融開展水平地提高而降低,這說明金融

開展能通過減少信息不對稱和契約不完備所導致地資本市場不完善,減輕企業(yè)地

融資約束,提高資源地配置效率.國內地朱紅軍(2006)、李斌等(2006)研究發(fā)現(xiàn),金融

開展水平地提高能緩解企業(yè)地融資約束.

本文地研究與以上文獻有所不同：首先,國內研究企業(yè)融資約束地實證

性文獻根本上都是使用托賓模型或是基于托賓與銷售加速相結合地模型,而本文

使用地是歐拉方程投資模型；其次,本文使用地是動態(tài)面板系統(tǒng)GMM估計,可以

防止內生性造成地估計偏差.

二、模型、方法與數(shù)據(jù)

(一)模型及變量定義

早期地融資約束研究往往使用銷售加速模型和托賓Q模型.銷售加速模

型認為,投資與現(xiàn)金流之間地正相關關系就是融資約束地證據(jù).但是,后來地研究

普遍認為,現(xiàn)金流系數(shù)為正可能并不意味著內部現(xiàn)金流對企業(yè)投資有重要影響,它

可能說明企業(yè)未來具有更高地盈利能力.托賓Q模型將反映企業(yè)未來市場價值和

潛在投資時機地托賓0納入投資決定模型,將公司利潤地現(xiàn)金流變量添加到模型

中來檢驗融資約束程度,從而將融資約束與未來增長預期對企業(yè)投資地影響區(qū)分

開來解決了銷售加速模型地缺乏.但是,Q模型地應用對資本市場地效率假設有很

高地要求,而且在Q值地選取上也存在較大爭議,尤其是開展中國家證券市場存在

地效率不高地事實,使得對托賓Q模型中相關數(shù)值地計算爭議更大.饒育蕾和汪玉

英(2006)地實證研究說明,企業(yè)投資與代表投資時機地托賓Q值之間呈負相關關

系,托賓Q并不能正確代表公司地價值和投資時機,其原因是中國特殊地股權安排

以及證券市場定價地偏離,使得托賓Q不能真實反映公司價值.另外,證券市場有

效性地缺乏還會使實證檢驗中地托賓Q不可防止地存在嚴重地衡量偏誤(Erick—

印n和Whited,2000)這種衡量偏誤將會導致統(tǒng)計推斷失效.

Bond和Meghir(1994提出了歐拉方程投資模型，在模型中納入滯后一期

地投資及其平方項和產生地現(xiàn)金流、一個控制非完全競爭環(huán)境地產出變量、一個

代表潛在破產本錢和稅收優(yōu)勢地負債變量.這既控制了未來預期收益對投資支出

地影響,又不包括難以準確計算地托賓Q值,克制了托賓Q模型地缺乏.在實證研

究中,為了防止經濟波動地影.向,歐拉方程投資模型常被轉換為以下地實證模型：

(1成中,i表示公司，t表示年份;I表示投資支出，本文以企業(yè)購置固定資

產、無形資產及其他資產地現(xiàn)金支出來衡量；S表示銷售收入,本文以主營業(yè)務收

入來衡量；CF為現(xiàn)金流,其通常被定義為扣除非經常工程和折舊前地收入減去現(xiàn)

金股利,由于局部數(shù)據(jù)難以獲取,本文用年度經營活動產生地現(xiàn)金流凈額來代替；

D表示企業(yè)地負債，它等于總負債；4i為不可觀察地個體效應個為隨機擾動項.按照Bond和Meghir(1994地觀點，如果網地符號為正且顯著，那么說明企業(yè)存在融資約束.

依照金融開展能夠降低市場不完全性地思路來研究企業(yè)融資約束問題,可以

在歐拉方程投資模型中參加反映金融開展水平地交互變量,以檢驗金融開展是否

有利于緩解融資約束.

參照Demirguc—Kunt和kevine(1996采用地金融開展衡量指標，F(xiàn)IN是衡

量金融中介開展地指標,它等于M2／GDP與貸款總額／GDP之和；STK是衡量

股票市場開展地指標,它等于股票市值／GDP、交易量／GDP與交易量／股票市

值之和；FD是衡量金融開展地指標,它等于FIN與STK之和；金融開展、金融

中介開展、證券市場開展與投資對主營業(yè)務收入敏感程度地交互乘積項系數(shù)B5、

以伊分別用來考察其對企業(yè)融資約束地影響.按照Laeven(2003)fe觀點，如果南、B

6、國顯著為負，就意味著金融開展使企業(yè)投資對內部現(xiàn)金流地依賴程度降低，企業(yè)地融資約束得以緩解.

(二)方法

在模型(1)、模型(2)中,由于以因變量地滯后項作為解釋變量會導致解釋

變量具有內生性,假設用面板數(shù)據(jù)地隨機效應或固定效應對模型進展估計,得到地

參數(shù)估計值將是有偏地、非一致地估計量,從而導致由其推導出地經濟含義也是

扭曲地.為了解決這一問題，本文采用Arellano和Bond(1991地動態(tài)面板廣義矩法

(GMM)對模型進展估計.這一方法是先對估計方程進展一階差分以消除固定效應

地影響,然后用一組滯后地解釋變量作為差分方程中相應變量地工具變量,從而獲

得一致性估計.GMM估計包括一步GMM估計和兩步GMM估計.由于兩步估計地

標準差存在向下偏倚，這種偏倚經過Windmeijer（2005調整后會減小，但會導致兩步

GMM估計量地近似漸進分布不可靠,所以應用中通常使用一步GMM估計量（Bon

d,2002）由于一步系統(tǒng)GMM利用了比一步差分GMM更多地信息，可以有效控制

某些解釋變量地內生性問題,通過將弱外生變量地滯后項作為工具變量納入估計

方程,獲得一致性估計,所以前者比后者地估計結果更有效.我們選擇地即是一步

系統(tǒng)GMM估計方法.但是,一步系統(tǒng)GMM在參加水平方程地同時,也增加了矩約

束條件地數(shù)量所以需要進展Sargart僉驗，以判斷新增地工具變量是否有效.此外，

對于GMM估計量是否有效可行，Bond等（2001提出一種簡單地檢驗方法，即將G

MM估計值分別與固定效應估計值和混合OLS估計值進展比擬，由于混合OLS估

TOC\o"1-5"\h\z

計通常會嚴重高估滯后項地系數(shù),而固定效應估計一般會低估滯后項地系數(shù),因

此,如果GMM估計值介于兩者之間,GMM估計就是可靠、有效地.

（三）樣本及數(shù)據(jù)來源

本文選擇2003—2007年滬深兩市非金融類上市公司作為研究樣本,并按

以下原那么進展樣本篩選：為了防止異常值地影響，剔除每年被ST和PT地公司

以及擁有B股和H股地公司；為了保證對變量統(tǒng)計結果解釋地一致性,剔除2003

-2007年投資或現(xiàn)金流小于0地公司樣本,剔除樣本區(qū)間內總資產成長率或銷售成

長率大于100%地公司,以防止兼并重組地影響.我們最終選擇615家上市公司作為

研究樣本，樣本公司數(shù)據(jù)來源于中國證券市場數(shù)據(jù)庫（CCER）用于度量中國金融開

展指標所需數(shù)據(jù)全部來自于2004-2008年地?中國統(tǒng)計年鑒?和?中國金融年鑒?.表1

是主要變量地描述性統(tǒng)計結果.

三、實證結果與分析

如前所述,為了檢驗GMM估計地可靠性,可以將滯后因變量地GMM估

計值與混合OLS和固定效應模型地估計值進展比擬.我們對動態(tài)面板模型進展混

合OLS和固定效應模型估計(見表2)得到(I/S)-i地OLS估計值為0.660固定效應

模型地估計值為0.154而(I/S)t-i地GMM估計值為0.315確實處于兩個估計值之間

(分組估計也是如此),說明GMM估計結果是可靠、有效地,沒有因弱工具變量問題

而出現(xiàn)嚴重偏誤.由表2可知,一步系統(tǒng)GMM估計地薩甘統(tǒng)計量p值為0.914不能,

拒絕工具聯(lián)合有效地原假設,我們選取地工具及其滯后階數(shù)是適宜地.殘差自相關

檢驗AR(1)和AR(2胖隨P值分別為0.005和0.835這驗證了一階差分方程中地殘

差項不再存在自相關,模型(1)地GMM估計效果較好.同樣,模型(2)地GMM估計效

果也是較好地.

表2列出了模型(1)地檢驗結果.在全部樣本中,(I／S)t-1地系數(shù)為正,(I／S)

乙地系數(shù)為負，并且都在1%或5%地水平上顯著，這與Bond和Meghir(1994溝建歐

拉理論方程時對這兩個系數(shù)地預期符號一致.(CF/S)t-1地系數(shù)全部在1%地水平

上顯著為正,說明中國上市公司普遍受到融資約束.從不同性質地企業(yè)來看,國有

企業(yè)(CF/S)t-i地系數(shù)比民營企業(yè)更大一些，說明國有企業(yè)地融資約束程度高于民

營企業(yè).這與X江淮等(2001)地研究類似,他們地結論是,國家股比重較低地上市公

司沒有受到明顯地外源融資約束,而國家股比重較高地上市公司卻受到外源融資

約束,其原因可能是,國有上市公司經營機制不完善、經營業(yè)績狀況較差、投資者

對其投資價值評價較低等.由于國有上市公司地經營業(yè)績普遍較差,投資者對公司

經營業(yè)績地預期較低,即使上市公司配股或增發(fā)新股,投資者參與配股和申購新股

地踴躍程度也較低,公司地再融資能力就會受到制約.

表3列出了應用一步系統(tǒng)GMM方法對模型(2)進展估計地結果.結果顯

示,在全部樣本中，交互乘積項系數(shù)05顯著小于0,說明金融開展緩解了企業(yè)地融資

約束,這與李斌和汪偉(2006)、朱紅軍等(2006)地研究結論根本一致；交互乘積項

系數(shù)％地絕對值比07地絕對值要大得多，可以認為金融中介地開展在緩解企業(yè)融

資約束中地作用遠比證券市場開展地作用大.在分組樣本中,民營企業(yè)交互項系數(shù)

地絕對值比國有企業(yè)相應系數(shù)地絕對值大得多.因此,不管是從金融開展還是從金

融中介、證券市場開展地作用來看,民營企業(yè)地融資約束都比國有企業(yè)得到了明

顯地緩解.分組樣本同樣證明了金融中介開展在緩解企業(yè)融資約束中地作用遠比

證券市場開展地作用大,這一估計結果令人意外.

從理論上講,企業(yè)地融資約束程度取決于企業(yè)與資金供應者之間地信息

不對稱程度以及代理問題地嚴重程度,信貸市場或資本市場越完善,企業(yè)與資金供

應者之間地信息不對稱程度越低,企業(yè)受到地外源融資約束程度就越低.就中國上

市公司來說,—上市公司投資受到地外源融資約束程度,一方面取決于證券市場地

完善程度,即上市公司與股權投資者之間地信息不對稱程度,另一方面取決于上市

公司與債權投資者之間地信息不對稱.中國上市公司雖然都是具有一定規(guī)模地大

企業(yè),有較強地抵押能力,但性質不同地上市公司與商業(yè)銀行和政府有著不同地關

系,上市公司在股權和債務融資約束上存在差異.民營企業(yè)地融資約束比國有企業(yè)

得到明顯緩解地主要原因是,中國國有企業(yè)有其特殊性,即一直受到國家財政和信

貸地大力支持,金融開展地程度對其影響并不是很大.朱紅軍等（2006）地研究說明,

預算軟約束地存在扭曲了國有企業(yè)地真實融資約束,減弱了金融開展對國有企業(yè)

地積極作用,產生了“漏出〞效應.但是,考慮到民營企業(yè)經營活動對銀行貸款地依

賴程度較低,主要依賴內源融資（企業(yè)家自有資金、企業(yè)留利等）和非正規(guī)金融（如私

人借貸、貿易信貸、地下錢莊等）以及金融漏損效應（金融資源從國有部門向私人

部門地流動）等,本文認為,金融開展只是有限地改善了民營企業(yè)地融資約束,金融

體系假設要充分發(fā)揮其作用,還要加快其自身地改革.

四、結論和政策建議

在中國轉型經濟地特殊制度背景下,融資約束是制約企業(yè)和地區(qū)經濟開

展地重要障礙,如何緩解融資約束,促進企業(yè)地XX開展,進而實現(xiàn)地區(qū)間經濟地平

衡開展,是政策制定者和實務界關注地重要問題.本文選擇更適合于中國上市公司

地歐拉方程投資模型，利用2003-2007年上市公司地面板數(shù)據(jù)和動態(tài)面板廣義矩估計方法考察了金融開展對緩解企業(yè)融資約束地作用.實證分析說明：（1）中國上市公司普遍存在融資約束，但不同公司受到地融資約束程度不同，國有上市公司地融資約束程度高于民營上市公司；（2而融開展有利于降低企業(yè)地融資約束水平，在金融開展過程中，民營企業(yè)地融資約束比國有企業(yè)得到更為明顯地緩解；（3）金融

中介地開展在緩解企業(yè)融資約束中地作用遠比證券市場開展地作用大.

根據(jù)這些結論，我們提出如下政策建議：一是進一步深化金融改革，推進金融部門地市場化改革，在提高金融深度地同時，改善金融體系地內部構成，以適應經濟構造；二是放松對民營企業(yè)上市地限制，擴大民營企業(yè)進入股票市場投融資地規(guī)模；三是推進中小金融機構地開展，通過建立中小企業(yè)銀行、開展政策性中小企業(yè)融資擔保機構等，緩解民營企業(yè)、中小企業(yè)面臨地融資約束和開展困境.

XX金融學院金融系饒華春來源：？XX財經大學學報？

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