短期融資券與企業(yè)儲蓄
——融資約束誘發(fā)預防性儲蓄的視角

余靜文，李小龍

（復旦大學 經濟學院，上海200433）

一、引 言

企業(yè)投融資行為是公司金融理論中的核心內容之一。根據(jù)MM定理，在完全競爭的信貸市場上，企業(yè)融資決策與企業(yè)價值不相關，其運用債務進行投資與使用留存利潤進行投資是無差異的。但在不完全競爭的信貸市場上，企業(yè)因受到融資約束而傾向于使用內部資金投資，并為此進行儲蓄。如果融資約束嚴重到完全無法進行外部融資的地步，那么企業(yè)只能依賴自身儲蓄進行投資。

當前我國企業(yè)的儲蓄率處于較高水平，成為影響我國外部經濟失衡的一個重要因素（樊綱等，2009）。1992-2008年，特別是進入21世紀以來，我國的企業(yè)儲蓄率有一個明顯的提升，從1992年的13.3%上升至2008年的21.6%，增幅高達62.4%。相反，同期的居民儲蓄率和政府儲蓄率的增幅分別僅為6.6%和8.2%（見圖1）。此外，1992-2008年居民儲蓄率、政府儲蓄率與總儲蓄率的相關系數(shù)分別為0.649和0.484，而企業(yè)儲蓄率與總儲蓄率的相關系數(shù)則高達0.902，說明企業(yè)儲蓄率與總儲蓄率有著非常緊密的聯(lián)系。財政部國際司課題組（2009）、Hofman和 Kuijs（2006）、李揚和殷劍鋒（2007）以及樊綱等（2009）都將過去十年我國的高儲蓄歸因于企業(yè)儲蓄的大幅提升。樊綱等（2009）還進一步考察了投資儲蓄缺口和外部經濟失衡的Granger因果關系，發(fā)現(xiàn)我國的過剩儲蓄，尤其是較高的企業(yè)儲蓄是導致外部經濟失衡的關鍵因素。同時，我國經濟存在二元金融結構，企業(yè)的融資約束較為普遍，這對企業(yè)儲蓄行為產生了重要影響。

圖1 中國分類別的儲蓄率

然而，目前鮮有從融資約束角度考察企業(yè)儲蓄的文獻，其主要原因在于融資約束的衡量存在反事實（Counter-factual）研究中不可避免的困難。①現(xiàn)有文獻對融資約束的衡量還缺少統(tǒng)一的標準。2005年，中國人民銀行推出了短期融資券，拓寬了企業(yè)融資渠道，緩解了其融資壓力。理論上，短期融資券是一種直接融資工具，節(jié)省了金融中介費用，可以降低企業(yè)的融資成本；現(xiàn)實中，短期融資券推行前后企業(yè)融資約束程度發(fā)生了變化，具有發(fā)行短期融資券資質的企業(yè)的融資約束得到緩解（李科和徐龍炳，2011）。鑒于此，我們將短期融資券視為一個自然實驗，考察其引致的融資約束變化對企業(yè)儲蓄行為的影響。另外，對企業(yè)而言，短期融資券的推行具有外生性，由此引致的企業(yè)融資約束程度變化也具有外生性，這就避免了計量模型中可能存在的內生性問題。因此，本文試圖避免衡量融資約束的反事實困難，并利用2005年短期融資券的推行解決潛在的內生性問題。

本文的結構安排如下：第二部分對相關文獻進行回顧；第三部分闡述計量模型，報告以短期融資券為背景的自然實驗的實證結果，并對實證結果進行穩(wěn)健性檢驗和分析；第四部分為結論。

二、文獻回顧

融資約束可以定義為內部融資成本與外部融資成本之間的差距。根據(jù)此定義，大部分企業(yè)都面臨融資約束，只不過程度有所不同，因為外部融資通常會產生額外的交易成本。如果內外部融資成本的差距越大，那么企業(yè)受到的融資約束程度也就越強。另外，融資約束又可定義為企業(yè)期望獲貸量與實際獲貸量之間的差值，如果這個差值越大，那么融資約束程度也就越強。由此可見，融資約束程度具有反事實測度的基本特征，因為如果投資沒有發(fā)生，我們便不知企業(yè)外部融資的成本，也不知企業(yè)期望的獲貸量。這也是研究融資約束問題的難點之一。

融資約束的衡量方法有以下四種：第一，企業(yè)融資的需求。融資約束的一個基本表現(xiàn)是企業(yè)的融資需求得不到滿足。第二，企業(yè)融資的交易成本。企業(yè)融資的交易成本一般反映在貸款利率上，貸款利率能夠直觀反映企業(yè)面臨的融資約束程度。如果企業(yè)面臨較高的貸款利率，那么該企業(yè)的融資約束程度也較強，反之亦然。第三，企業(yè)投融資行為。受到融資約束企業(yè)的投資行為對內部現(xiàn)金流更為敏感，現(xiàn)金流的增加會帶來投資的擴張，而不存在融資約束的企業(yè)一般不會受到現(xiàn)金流的限制。第四，企業(yè)融資渠道。企業(yè)通常從正規(guī)金融機構的融資渠道或非正規(guī)融資渠道獲得信貸，一般情況下，從非正規(guī)融資渠道獲得資金的成本要高于從正規(guī)金融機構獲得資金的成本。如果企業(yè)存在融資約束，那么該企業(yè)從正規(guī)渠道獲得的資金就較少，而從非正規(guī)渠道獲得的資金就較多（陳忠陽和劉呂科，2009）。

有關企業(yè)融資約束衡量的研究可以追溯到Fazzari等（1988），他們從企業(yè)投融資行為的角度使用投資—現(xiàn)金流敏感度判斷企業(yè)是否受到融資約束。其理論基礎是一個企業(yè)的投資決策不僅要考慮投資項目的收益凈現(xiàn)值，還要考慮其外部融資的難易程度。Almeida等（2004）在投資—現(xiàn)金流敏感度分析的基礎上，進一步提出了使用現(xiàn)金—現(xiàn)金流敏感度判斷企業(yè)是否受到融資約束。事實上，要準確衡量企業(yè)的融資約束，有必要估計資本價格，無論投資行為是否發(fā)生。鑒于此，諸多學者提出采用Euler方程的方法估計資本價格。資本價格越高說明融資約束程度越強，反之亦然。這一方法由 Whited和 Wu（2006）發(fā)展而來，逐漸形成衡量企業(yè)融資約束的 WW指標。最近的研究發(fā)現(xiàn)，之前諸多衡量融資約束的方法都存在些許不足。在發(fā)達國家，由于企業(yè)的財務報告中具有該企業(yè)獲得信貸難易程度的信息，研究者可以根據(jù)企業(yè)的財務報告直接判斷企業(yè)受到的融資約束程度。Hadlock和Pierce（2010）發(fā)現(xiàn)，企業(yè)的存活時間及其資產規(guī)模的線性組合可以有效反映企業(yè)所受到的融資約束程度。然而，我國企業(yè)財務報告中缺乏企業(yè)獲取信貸難易程度的相關信息，因而無法據(jù)此判斷其融資約束程度。

國內研究主要基于投資—現(xiàn)金流敏感度分析方法考察融資約束對我國企業(yè)行為的影響。羅長遠和陳琳（2011）考察了FDI對國內企業(yè)融資決策的影響。解維敏和方紅星（2011）研究了融資約束對企業(yè)研發(fā)投入的影響。郭麗虹和馬文杰（2009）研究了融資約束對企業(yè)投資行為的影響，并說明投資—現(xiàn)金流敏感度分析方法在我國上市公司中的適用性。而章曉霞和吳沖鋒（2007）則發(fā)現(xiàn)投資—現(xiàn)金流敏感度分析方法在我國并不適用，因為我國資本市場不完善，使融資約束成為企業(yè)面臨的一個普遍問題。

由以上文獻可知，研究與融資約束相關問題的主要困難在于融資約束程度的度量。在目前尚難以給出更合理、更有效的直接度量方法的情況下，本文嘗試通過2005年短期融資券的推行引致融資約束緩解來考察企業(yè)的儲蓄行為，從而解決無法直接度量融資約束程度的難題。

此外，關于我國企業(yè)的高儲蓄，現(xiàn)有研究主要從我國所處的發(fā)展階段和制度性因素角度進行解釋。按照會計恒等式，企業(yè)儲蓄為利潤和股利分紅之差。一方面，20世紀90年代以來，我國企業(yè)利潤快速增加（Tyers，2008；樊綱等，2009；黃益平和陶坤玉，2011）；②另一方面，由于缺乏股利分紅的制度安排，我國企業(yè)的股利支付水平通常低于其他國家，因此企業(yè)擁有大量的利潤留存（何帆和張明，2007）。大量的利潤留存能否緩解企業(yè)的融資約束，我們有必要從融資約束誘發(fā)企業(yè)預防性儲蓄這一視角展開分析。

三、以短期融資券為背景的自然實驗

（一）數(shù)據(jù)說明

本文以2002—2007年中國A股上市公司為樣本，企業(yè)財務數(shù)據(jù)來自色諾芬中國上市公司財務數(shù)據(jù)庫。由于金融企業(yè)和公共部門企業(yè)有不同的儲蓄動機，按照現(xiàn)有公司金融文獻的慣例，我們刪除了金融企業(yè)和公共部門企業(yè)。此外，刪除了2004年之后上市的企業(yè)，因為這些企業(yè)在短期融資券推行以后上市，我們缺乏在短期融資券推行之前的數(shù)據(jù)而無法進行時間維度上的比較。我們還刪除了存在數(shù)據(jù)缺失的企業(yè)。計量模型的被解釋變量為企業(yè)儲蓄，將其定義為企業(yè)留存利潤占凈利潤的比重，記為CS。主要的解釋變量包括：資產，記為Asset；債務資產比，記為Debt／Asset；主營業(yè)務收入，記為Sales；固定資產凈值，記為Fixinvest；托賓q值，記為Tobin q；企業(yè)所有權屬性虛擬變量，以控制國有企業(yè)與非國有企業(yè)的差別，記為Fcontrol，當Fcontrol為1時，該企業(yè)為國有企業(yè)，否則為非國有企業(yè)。表1給出了主要變量的描述性統(tǒng)計。從表1中我們可以發(fā)現(xiàn)，在短期融資券推行之前，低信用組企業(yè)和高信用組企業(yè)在儲蓄上不存在顯著差別，低信用組企業(yè)的平均儲蓄為0.715，高信用組企業(yè)的平均儲蓄為0.719。

表1 主要變量的描述性統(tǒng)計

（二）基本實證結果

由于中國人民銀行2005年頒布的《短期融資券管理辦法》產生了時間維度和企業(yè)維度兩個層面的變化，③我們可以使用雙重差分法（Difference-in-Difference）來研究該政策引致的融資約束程度變化對企業(yè)儲蓄的影響。我們將2005年及之后的2年視為處置年，將2005年之前的3年視為未處置年，這便產生了一個時間維度的虛擬變量，記為Dummy＿T，該虛擬變量在2005年及之后為1，否則為0。此外，還存在一個企業(yè)維度的虛擬變量，記為Dummy＿C，對于高信用評級的企業(yè)，該虛擬變量為1，否則為0。我們按照張玲和曾維火（2004）、吳育輝等（2009）及李科和徐龍炳（2011）的處理辦法，使用修正后Altman Z值估算企業(yè)的信用評級，以此來判斷企業(yè)的信用級別。④具體而言，本文將修正后Altman Z值高于75%分位數(shù)的企業(yè)歸入高信用評級組，其他企業(yè)則歸入低信用評級組。計量模型的關鍵解釋變量為Dummy＿T與Dummy＿C的交叉項，記為KeyVar。如果KeyVar的估計系數(shù)顯著為負，那么說明由短期融資券推行引起的融資約束得以緩解，并降低了企業(yè)儲蓄，反之亦然。此外，我們還控制了與企業(yè)特征相關的變量，包括Tobin q、資產的對數(shù)、主營業(yè)務收入的對數(shù)、固定資產凈值的對數(shù)、負債資產比率以及企業(yè)所有權屬性的虛擬變量。

表2報告了短期融資券推行對企業(yè)儲蓄的影響。模型（1）至模型（7）中，KeyVar的估計系數(shù)均顯著為負，表明短期融資券的推行使高信用評級的企業(yè)儲蓄相對于低信用評級的企業(yè)儲蓄有所下降。在未加控制變量的模型（1）中，KeyVar的估計系數(shù)為-0.049。在短期融資券推行前，高信用評級組平均企業(yè)儲蓄為0.719（見表1）。以上估計結果表明短期融資券的推行引致的融資約束緩解使高信用評級組企業(yè)的儲蓄降低了6.8%。另外，時間維度虛擬變量的估計系數(shù)顯著為正，表明企業(yè)儲蓄的變化存在一個正的趨勢項；債務資本比的估計系數(shù)顯著為正，較高的債務資產比意味著企業(yè)未來償債壓力較大，因此企業(yè)儲蓄動機較強；企業(yè)所有權屬性的估計系數(shù)顯著為負，表明在其他條件相同的情況下，國有企業(yè)儲蓄小于非國有企業(yè)。根據(jù)政治優(yōu)序融資（Political Pecking Order）理論，非國有企業(yè)受到更為嚴重的融資約束，因此它們的儲蓄動機更強烈。

表2 短期融資券推行對企業(yè)儲蓄的影響

（三）穩(wěn)健性檢驗

首先，我們考察企業(yè)信用級別高低的臨界值變化是否會對上述結論產生顯著影響。為此，我們將修正后Altman Z值超過85%分位數(shù)的企業(yè)歸入高信用評級組，其他企業(yè)則歸入低信用評級組，然后按照前文設定的計量模型進行回歸。表3的估計結果表明，在采取不同的信用評級臨界值標準后，模型（1）和模型（3）至模型（6）中KeyVar的回歸系數(shù)均顯著為負，說明短期融資券的推行緩解了企業(yè)的融資約束，削弱了其預防性儲蓄的動機，進而降低了企業(yè)儲蓄。在同樣的模型設定中，表3中KeyVar回歸系數(shù)的絕對值大于表2，表明短期融資券推行引致的融資約束緩解對較高信用評級企業(yè)儲蓄行為的作用效果更突出。其次，需要考慮的是短期融資券推行前，在控制時間因素和組別因素后，高信用評級組和低信用評級組是否在儲蓄行為上存在明顯差別。如果存在差別，而且控制時間效應和組別效應后情況依然如此，那么我們有理由懷疑KeyVar估計系數(shù)顯著的原因可能是兩類企業(yè)存在不同時間趨勢項，而非短期融資券的推行。如果我們的推斷是正確的，那么將處置年從2005年提

前至短期融資券未推行時，我們無法得到表2中KeyVar的估計結果。為此，我們選取了短期融資券推行前3年，即2002—2004年的數(shù)據(jù)，分別考察2003年和2004年作為處置年的情況。首先，我們將Dummy＿T設定為1，即該年份為2003或2004，否則為0。表4報告了回歸結果。然后，我們將Dummy＿T設定為1，即該年份為2004，否則為0。表5報告了回歸結果。與之前的穩(wěn)健性檢驗一樣，我們采取不同分位數(shù)的修正后Altman Z值作為判斷企業(yè)信用評級高低的臨界值。在表4和表5的回歸結果中，我們發(fā)現(xiàn)KeyVar的估計系數(shù)均不顯著，說明在控制時間效應和組別效應后，短期融資券推行前3年，高信用評級和低信用評級企業(yè)的儲蓄行為并不存在顯著差異。這進一步驗證了前文結論。

表3 穩(wěn)健性檢驗：改變信用級別臨界值

表4 穩(wěn)健性檢驗：處置點（2003年）

表5 穩(wěn)健性檢驗：處置年（2004年）

四、結 論

近年來，我國的企業(yè)儲蓄呈現(xiàn)出不斷上升的趨勢，并且與總儲蓄的相關性最強。諸多研究表明企業(yè)儲蓄高是當前總儲蓄過高的原因之一，也是導致當前我國外部經濟失衡的關鍵因素之一。本文嘗試從融資約束誘發(fā)預防性儲蓄的視角研究短期融資券推行引致的融資約束變化對企業(yè)儲蓄的影響。2005年短期融資券的推行使高信用級別的企業(yè)在2005年之后能夠通過短期融資券進行融資，緩解其融資壓力，于是產生了時間維度和企業(yè)維度兩個變量，從而可以運用雙重差分法來展開研究。研究發(fā)現(xiàn)，短期融資券的推行改變了企業(yè)儲蓄行為，由此引致的融資約束的緩解降低了企業(yè)儲蓄。平均而言，高信用評級的企業(yè)在短期融資券推出后儲蓄降低了約6.8%。在我們采取不同的信用級別判斷標準后，短期融資券推行引致的融資約束的緩解導致企業(yè)儲蓄降低的結論沒有發(fā)生顯著改變。另外，我們還進一步考察了短期融資券推行前高信用級別和低信用級別企業(yè)在儲蓄行為上的差異，事實表明在控制時間效應和組別效應后這種差異并不明顯。

本文的研究表明，金融體制改革乃至金融工具創(chuàng)新對我國企業(yè)行為具有顯著影響。短期融資券的推出緩解了企業(yè)的融資約束，企業(yè)的預防性儲蓄動機也由此減弱。減少的企業(yè)儲蓄可以轉化為更多的股利分紅以增加居民收入，而更高的居民收入有助于改變總儲蓄過高和總消費過低的現(xiàn)狀，使更多人分享經濟增長帶來的福祉。從政策層面而言，短期融資券之所以能較為成功地推行，在于其對企業(yè)所面臨的融資約束和預防性儲蓄動機進行了相應的制度設計，以一種激勵相容的方式供企業(yè)選擇是否發(fā)行及如何發(fā)行短期融資券。這樣，對于融資困難的企業(yè)而言，能夠根據(jù)自身情況來通過短期融資券解困和獲利。因此，今后的金融體制改革應將改善金融產品創(chuàng)新的針對性和提高制度設計的激勵相容性作為重點，使金融為實體經濟服務的質量和水平真正得以提高。

注釋：

①現(xiàn)實中我們能夠觀察到的企業(yè)所面臨的資本價格均是借貸行為發(fā)生后的價格，卻無法觀察到企業(yè)因融資約束而無法完成投資時所愿意支付的資本價格。如一個項目的投資回報率是20%，企業(yè)愿意支付的最大資本價格便是20%，但由于銀行對該企業(yè)的貸款利率為30%，此時，借貸行為并未發(fā)生，從財務信息中也就無法了解企業(yè)愿意支付的資本價格。

②企業(yè)利潤快速增加有以下幾點原因：第一，20世紀90年代進行的國有企業(yè)重組及國有經濟向非國有經濟轉型提高了企業(yè)的盈利能力，進而提高了企業(yè)的核心利潤率。第二，進入21世紀以來，全球資源價格的上漲大幅提高了資源類企業(yè)的利潤（樊綱等，2009）。第三，我國還存在行業(yè)壟斷，導致壟斷行業(yè)中的企業(yè)獲得了更高的利潤（Tyers，2008）。第四，較低的勞動力成本和扭曲的要素市場也都提高了企業(yè)的盈利能力（黃益平和陶坤玉，2011）。

③《短期融資券管理辦法》規(guī)定了企業(yè)短期融資券的發(fā)行者應當進行信用評級，需要聘請注冊會計師進行審計，聘請律師出具法律意見書，擁有在中國境內工商注冊且具有債券評級能力的評級機構的信用評級，信用評級結果需向銀行間債券市場公示?？梢哉J為，短期融資券的發(fā)行企業(yè)往往信用評級較高，其推行的目的在于為我國優(yōu)質企業(yè)提供一種獲取資金的重要金融工具，降低企業(yè)獲取資金的難度，緩解企業(yè)的融資約束程度。因此，短期融資券的推行產生了企業(yè)維度上的差異，即高信用評級的企業(yè)能通過短期融資券這種金融工具進行融資（李科和徐龍炳，2011）。

④根據(jù)張玲和曾維火（2004），修正后Altman Z值的計算公式為Z＝-8.751+6.3 X1+0.761 X6+1.295 X21+0.412 X23+0.015 X24+0.105 X31-21.164 X32。其中，X1為資產凈利潤率，X6為每股經營現(xiàn)金流，X21為Log（固定資產總額），X23為主營業(yè)務收入增長率，X24為留存利潤比率，X31為流通股市值負債比，X32為股本賬面值／股票市值。

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