论金融结构演进对企业融资约束的影响

内容摘要：本文选取部分上市公司2008-2010年的面板数据，利用动态面板GMM估计方法考察了我国金融结构演进对企业融资约束的动态影响。结果发现，中国上市公司普遍存在融资约束；有效的金融结构有助于降低企业融资约束水平，民营上市公司的融资约束较国有上市公司得到更明显的缓解；金融中介的发展在缓解企业融资约束中的作用远比股票市场发展的作用大。

关键词：金融结构 融资约束 GMM估计

2011年在温州先后出现了很多企业负责人负债后出走的现象，这也折射出了2011年我国经济发展中的一个重要问题，为了治理通货膨胀，国家在信贷上实施紧缩政策，很多企业贷不到款；与此同时，融到资的一些老板又突然出走，使得银行资金难以收回。企业融资难究竟该如何有效解决，已成为全社会普遍关注的问题。

2012年2月，国务院总理主持召开了国务院常务会议，研究并部署进一步支持小型和微型企业健康发展。会议指出，小型微型企业是提供新增就业岗位的主要渠道，是企业家创业成长的主要平台，是科技创新的重要力量。支持小型微型企业健康发展，对于我国经济克服国际金融危机影响、保持平稳较快发展，具有重要战略意义。近年来，国务院出台了一系列政策措施，取得积极成效。但当前小型微型企业经营压力大、成本上升、融资困难等问题仍很突出，必须进一步加大支持力度。会议要求认真落实国务院2011年10月常务会议确定的各项财税和金融支持政策，包括：提高增值税和营业税起征点，将小型微利企业减半征收企业所得税政策延长至2015年底并扩大范围，对金融机构与小型微型企业签订的借款合同三年内免征印花税，将贷款损失准备金税前扣除政策延长至2013年底；银行业金融机构对小型微型企业贷款的增速不低于全部贷款平均增速，对达到要求的小金融机构执行较低存款准备金率，适当提高对小型微型企业贷款不良率的容忍度等。

会议确定了进一步支持小型微型企业健康发展的政策措施：

完善财税支持政策。扩大中小企业专项资金规模，中央财政安排150亿元设立中小企业发展基金，主要支持初创小型微型企业。政府采购安排一定比例专门面向小型微型企业。对小型微型企业三年内免征部分管理类、登记类和证照类行政事业性收费。加快推进营业税改征增值税试点，完善结构性减税政策。

努力缓解融资困难。建立小企业信贷奖励考核制度。支持符合条件的商业银行发行专项用于小型微型企业贷款的金融债。加快发展小金融机构，适当放宽民间资本、外资和国际组织资金参股设立小金融机构的条件，放宽小额贷款公司单一投资者持股比例限制，符合条件的小额贷款公司可改制为村镇银行。支持小型微型企业上市融资。继续对符合条件的中小企业信用担保机构免征营业税。制定防止大企业长期拖欠小企业资金的政策措施。

加快技术改造，提高装备水平，提升创新能力。中央财政扩大技术改造资金规模，重点支持小型微型企业应用新技术、新工艺、新装备。完善企业研发费用所得税税前加计扣除政策，支持技术创新。鼓励有条件的小型微型企业参与产业共性关键技术研发、国家和地方科技项目以及标准制定。实施创办小企业计划，培育和支持3000家小企业创业基地。

加强服务和管理。建立和完善4000个中小企业公共服务平台。支持小型微型企业参加国内外展览展销活动，为符合条件的企业提供便利通关措施，简化加工贸易内销手续。对小型微型企业招用高校毕业生给予培训费和社会保险补贴。建立和完善小型微型企业分类统计调查、监测分析和定期制度。加快企业信用体系建设，推进企业信用信息征集和信用等级评价工作。落实企业安全生产和产品质量主体责任，提高小型微型企业管理水平。

随后在2012年两会中，小微企业融资问题再次被提到并且引起广泛关注。在这种背景下，研究企业融资约束问题具有广泛的社会意义和深刻的理论意义。本文通过对部分上市公司近几年的面板数据进一步分析，得出并肯定了相关结论。

企业融资约束的原因及影响因素分析

近年来，越来越多的研究开始关注影响企业融资约束的因素。一些研究从企业自身的角度来考察融资约束的影响因素。如Pagano et al.（1998）发现企业的融资约束和其信贷记录有着密切的关系，良好的信贷记录可以提高企业的声誉，降低企业的融资约束，从而帮助企业以较低的成本进行直接或间接的外部融资，并认为企业良好的经营表现可以使得银行对其未来的现金流有着稳定的预期，从而比较容易获得银行贷款，减轻融资约束。另一些研究则从企业外部环境的角度来考察融资约束的影响因素，认为发达的金融市场能有效地减轻信息不对称的程度和问题，降低企业的融资约束， 并通过这一微观的传导机制促进经济的发展。Rajan和Zingales（1998）发现，发达的金融中介和金融市场能够减少市场不完全性，从而减少外源融资和内源融资成本差异。Demirgue-kunt和Maksimovic（2002）认为，发达的金融发展水平不仅能为企业提供充足的外部资金，而且能确保投资者获得企业投融资决策的信息，从而使企业更加容易获得外部资金。Love（2001）发现，企业尤其是小企业的融资约束会随着一国金融发展水平的提高而降低。他认为，这说明金融发展能通过减少信息不对称和契约不完备所导致的资本市场的不完善来减轻企业的融资约束，提高资源的配置效率。在国内，朱红军等（2006）、李斌等（2006）的研究同样发现，金融发展水平的提高，能缓解企业的融资约束。

融资约束是发展中国家普遍存在的问题。Fazzari et al（1988）在其开创性的研究中将融资约束定义为，在资本市场不完善的情况下，企业由于内外部融资成本存在较大差异，无法支付过高的外部融资成本导致融资不足，由此使投资低于最优水平、投资决策过于依赖企业内部资金。融资约束的出现是企业融资渠道不畅的结果，具体表现为企业内源资金积累不足、难以获得银行贷款、难以发行股票或债券等。金融发展水平（如金融业、信贷资金分配的市场化程度）是影响企业融资约束程度的重要因素。

我国目前正处于经济转轨阶段，金融发展也处于起步阶段，企业融资约束具有一定的转轨经济特殊性。那么企业是否存在融资约束？金融结构优化能否降低企业的融资约束水平？本文就此进行分析。

模型、方法和样本数据

（一）模型

饶华春（2008）曾指出，分析融资约束的三种模型中，销售加速模型和托宾Q 模型都有其各自的不足。销售加速模型认为投资与现金流之间的正相关关系就是融资约束的证据，但是，后来的研究普遍认为，现金流系数为正可能并不表示内部现金流对企业投资有着重要影响，而是有可能表明了企业未来具有更高的盈利能力。而托宾Q模型将反映企业未来市场价值和潜在投资机会的托宾Q纳入投资决定模型， 公司利润的现金流变量被添加到Q模型中来检验融资约束的程度， 从而将融资约束与未来增长预期对企业投资的影响区分开来，解决了销售加速模型的不足。但是，Q模型的应用对资本市场的效率假设有很高的要求，并且在Q值的选取上也存在较大异议。尤其是，鉴于发展中国家证券市场通常存在着效率不高的不争事实，托宾Q模型中相关数值的计算就存在更大的争议。饶育蕾和汪玉英（2006）的实证研究表明，企业投资与代表投资机会的托宾Q值之间呈负相关关系，托宾Q并没有能够正确代表公司的价值和投资机会，原因是我国特殊的股权安排以及证券市场定价的偏离，使托宾Q不能真实反映公司价值。而且，证券市场缺乏有效性会使得实证检验中的托宾Q不可避免地存在严重的衡量偏误（Erickson和Whited，2000），该衡量偏误将导致统计推断失效。

因而本文沿用第三种模型即欧拉方程模型。同样，伴随着金融发展，金融结构不断得到优化，根据金融发展可降低市场不完全性的思路来研究企业融资约束问题，在欧拉方程模型加入反映金融发展水平的交互变量来检验金融发展（也即金融结构优化）是否有利于缓解企业的融资约束。模型如下：

其中，i表示公司，t表示年份。I表示投资支出，本文用投资活动的现金净流量衡量，S表示销售收入，本文以销售商品收到的现金衡量，CF是现金流，本文用企业年度经营活动产生的现金净流额来代替。D表示企业负债，ηi为不可观测的个体效应，μit为随机扰动项。FIN是衡量金融中介发展的指标，等于M2/GDP与贷款总额/GDP之和，STK为衡量股票市场发展指标，等于股票市值/GDP、交易量/GDP与交易量/股票市值之和，FD是衡量金融发展的指标，它等于FIN与STK之和。金融发展、金融中介发展、股票市场发展与投资对主营业务收入敏感程度的交互乘积项系数β5、β6、β7分别用来考察它们对企业融资约束的影响。根据Lavevn（2003）的观点，如果β5、β6、β7显著为负，则意味着金融发展使得企业投资对内部现金流的依赖程度减少，缓解了企业的融资约束。

（二）方法

在销售加速模型和托宾Q模型中，由于因变量的滞后项作为解释变量，从而导致解释变量具有内生性，因此如果应用面板数据的随机效应或者固定效应对模型进行估计，得到的参数估计值将是一个有偏的、非一致的估计量，导致所推导出的经济含义也是扭曲的。为解决这一问题，本文仍然采用Arellano和Bond（1991）提出的动态面板广义矩法（GMM）对模型进行估计。这一方法先是对估计方程进行一阶差分以去掉固定效应的影响，然后用一组滞后的解释变量作为差分方程中相应变量的工具变量，从而获得一致性估计。

此外，对于GMM估计量是否有效可行，我们将GMM估计值分别与固定效应估计值及混合OLS估计值比较。由于混合OLS估计通常严重高估滞后项的系数，而固定效应估计则一般会低估滞后项的系数，因此如果GMM估计值介于两者之间，则GMM估计是可靠有效的。

（三）样本及数据来源

由于非上市中小企业数量众多且数据难以收集，本文在符合一定标准前提下选取2008-2010年沪深两市非金融类上市公司作为样本，其中在两市中选择中证央企20个、中证民企20个。它们必须符合如下要求：为避免异常值影响，不是被ST和PT的公司以及不拥有B股和H股；为保证对变量统计结果解释的一致性，这些公司的投资或现金流大于0，并且其总资产成长率或销售成长率小于100%以防止兼并重组的影响。样本公司数据来源于股票软件中的公司报表栏，用于度量中国金融发展的指标所需要的数据来自中国统计年鉴。表1是主要变量的描述性统计结果。

实证结果与分析

如前所述，为了检验GMM估计的可靠性，可以将滞后因变量的GMM估计值与混合OLS和固定效应模型的估计值相比。如果不考虑反映金融发展水平的交互变量，本文对动态面板模型进行混合OLS和固定效应模型估计，表2得到（I/S）t-1的OLS估计值为0.660，固定效应模型的估计值为0.154，而（I/S）t-1的GMM估计值为0.315，处于其他两个估计值之间。分组估计中也是如此。这说明我们的GMM估计结果是可靠有效的，未因弱工具变量问题而出现严重偏误。从表2可知，一步系统GMM估计的萨甘统计量的p值为0.914，不能拒绝工具联合有效的原假设。因此，选取的工具及其滞后阶数是合适的。残差自相关检验AR（1）和AR（2）伴随p值分别为0.005和0.835，这验证了一阶差分方程中的残差项不再存在自相关，模型GMM估计效果较好。同此分析，考虑反映金融发展水平的交互变量后，模型GMM估计效果也较好。

表3报告了使用一步系统GMM方法对模型进行估计的结果。结果显示，在全部样本中，交互乘积项系数β5显著地小于0，金融发展缓解了企业的融资约束。这与朱红军等（2006）、李斌等（2006）的研究结论基本一致。交互乘积项系数β6的绝对值比β7绝对值要大得多，可以认为金融中介的发展在缓解企业融资约束中的作用远比股票市场发展的作用大。在分组样本中，民营企业的交互项系数的绝对值都比国有企业相应的系数绝对值要大得多，因此不管是从金融发展的作用、还是从金融中介、股票市场发展的作用看，民营企业的融资约束都较国有企业得到更加明显的缓解。

理论上说，企业外部投资者在与内部人之间存在信息不对称时，会要求企业为使用外部资金支付溢价，导致外部融资成本增加；所有权经营权分离引起的管理者问题会损害企业利益，也会加大外部融资成本。因此，信息不对称和问题都会导致企业融资约束问题的出现。就我国上市公司来说，外源融资约束的程度，一方面取决于上市公司与投资者之间的信息不对称，另一方面取决于上市公司所有者与管理者之间问题的严重程度。上市公司虽然都是具有一定规模的大企业，都有较强的抵押能力，但是性质不同的上市公司与商业银行和政府有着不同的关系，上市公司在股权和债务融资约束上存在着差异。民营企业的融资约束都较国有企业得到更加明显的缓解，主要是由于国有企业有其特殊性，即一直受到国家财政和信贷的大力支持，金融发展的程度对其影响并不是很大。朱红军等（2006）的研究也表明，预算软约束的存在扭曲了国有企业面临的真实的融资约束，减弱了金融发展对国有企业所带来的积极作用，产生了“漏出”效应。然而，考虑到民营企业经营活动对银行贷款的依赖程度较低，主要依赖内源融资（企业家自有资金、企业留利等）和非正规金融（如私人借贷、贸易信贷、地下钱庄等）以及金融漏损效应（金融资源从国有部门向私人部门的流动）等，本文认为，金融发展只是有限地改善了民营企业的融资约束，金融体系若要充分发挥其功能，还需加快自身的改革。

结论和对策建议

在我国经济转型的特殊制度背景下，融资约束的存在是制约企业和地区经济发展的重要障碍，如何缓解融资约束，促进企业的健康发展，进而实现地区之间经济的平衡发展，成为政策制定者和实务界关注的课题。本文通过更适用于我国上市公司的欧拉方程模型，利用2008-2010年上市公司面板数据和动态面板广义矩估计方法，考察了金融发展对缓解企业融资约束的作用。

实证分析发现：我国上市公司普遍存在融资约束，但不同公司所受融资约束程度不同，国有上市公司的融资约束程度高于民营上市公司；金融发展有助于降低企业的融资约束水平，金融发展过程中，民营企业的融资约束较国有企业得到更加明显的缓解；金融中介的发展在缓解企业融资约束中的作用远比股票市场发展的作用大。

从这些结论可以得出的对策建议是，进一步深化金融改革，推进金融部门的市场化改革，在提高金融深度的同时改善金融体系的内部构成以适应经济结构；推进中小金融机构的发展，通过建立中小企业银行、发展政策性中小企业融资担保机构等措施缓解中小企业面临的融资约束和发展困境。

参考文献：

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