中國(guó)文化傳媒上市公司投融資行為影響因素研究

摘要：選取中國(guó)文化傳媒上市公司2006～2011年的非平衡動(dòng)態(tài)面板數(shù)據(jù)，運(yùn)用系統(tǒng)GMM方法構(gòu)建了融資-投資模型，從內(nèi)源融資、債務(wù)融資和股權(quán)融資三個(gè)方面對(duì)融資因素對(duì)投資行為的影響進(jìn)行實(shí)證研究。結(jié)果表明：內(nèi)源融資無法滿足中國(guó)文化上市公司投資行為的資金需求，存在一定的負(fù)效應(yīng)；債務(wù)融資和股權(quán)融資對(duì)投資行為起著較強(qiáng)的正向促進(jìn)作用，且后者的影響更大。此外，中國(guó)中小型文化傳媒公司存在較明顯的股權(quán)融資偏好。

關(guān)鍵詞： 文化傳媒；融資；投資；動(dòng)態(tài)面板

中圖分類號(hào)：F830.9文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A文章編號(hào)：1003-7217（2015）03-0055-05

一、引言

文化強(qiáng)國(guó)建設(shè)問題已成為當(dāng)今中國(guó)政府、學(xué)界和廣大民眾普遍關(guān)注的重點(diǎn)和熱點(diǎn)。要促進(jìn)文化產(chǎn)業(yè)的高效發(fā)展，必須通過產(chǎn)業(yè)發(fā)展的轉(zhuǎn)型，提高生產(chǎn)效率。作為中國(guó)文化傳媒產(chǎn)業(yè)主力軍的文化傳媒上市公司，具有收益的不確定性和較弱的資產(chǎn)可抵押能力，使其在產(chǎn)業(yè)化的發(fā)展進(jìn)程中一方面擁有巨大的需求空間和發(fā)展空間，另一方面又面對(duì)著融資約束和投融資效率低下的現(xiàn)狀。而文化傳媒上市公司的投融資狀況將直接影響其發(fā)展方向、發(fā)展程度以及能否持續(xù)發(fā)展?；诖?，本文通過選取中國(guó)文化傳媒上市公司2006～2011年的面板數(shù)據(jù)，從內(nèi)源融資、債務(wù)融資和股權(quán)融資三方面入手，同時(shí)考慮公司規(guī)模的影響，運(yùn)用系統(tǒng)GMM估計(jì)法考察融資因素對(duì)中國(guó)文化傳媒上市公司投資行為影響效應(yīng)的差異性。

二、相關(guān)文獻(xiàn)回顧

國(guó)外對(duì)于企業(yè)投融資關(guān)系的系統(tǒng)研究始于上世紀(jì)50年代，可分為三個(gè)階段：第一個(gè)階段是資產(chǎn)結(jié)構(gòu)理論研究。Modigliani 和Miller（1958）[1]，Myers和Majluf（1984） [2]在此領(lǐng)域作了大量原創(chuàng)性工作。除了經(jīng)典的MM理論及其相應(yīng)擴(kuò)展外，國(guó)外學(xué)者還從行為金融的角度研究了公司的投融資行為，以Baker和Wurgler（2002）為代表提出了市場(chǎng)時(shí)機(jī)理論[3]。第二個(gè)階段是融資結(jié)構(gòu)研究。除以上三大經(jīng)典理論外，國(guó)外的相關(guān)研究多采用面板數(shù)據(jù)，分別從內(nèi)源融資、股權(quán)融資和債務(wù)融資三個(gè)角度分析企業(yè)的融資偏好，并對(duì)股價(jià)波動(dòng)、信息不對(duì)稱問題、債務(wù)契約等的影響進(jìn)行了積極探討，缺陷是沒有綜合考慮這三個(gè)因素對(duì)投資行為的影響。如，Barro（1990）從股權(quán)融資的角度出發(fā)，指出股票價(jià)格的變動(dòng)對(duì)美國(guó)企業(yè)的投資行為存在長(zhǎng)期且重要的解釋能力[4]。Stephen Bond（1994）基于歐拉方程分析了投資行為對(duì)于內(nèi)源融資和債務(wù)融資的敏感性，并利用面板數(shù)據(jù)建立了英國(guó)公司融資策略的動(dòng)態(tài)投資模型[5]。Sean Cleary（1999）認(rèn)為公司的投資決策與融資因素存在著直接相關(guān)關(guān)系，并且發(fā)現(xiàn)大型公司相對(duì)于中小型公司對(duì)于內(nèi)源融資更敏感[6]。第三個(gè)階段是文化產(chǎn)業(yè)政策研究。國(guó)外關(guān)于文化傳媒產(chǎn)業(yè)的投融資研究的文獻(xiàn)相對(duì)缺乏，且多集中在理論政策研究上，缺乏定量分析。Jones（2004） 認(rèn)識(shí)到了文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)對(duì)英國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)[7]。Michael Keane（2009）從淵源、現(xiàn)狀、理念和目標(biāo)四個(gè)層面思考了文化創(chuàng)意產(chǎn)業(yè)對(duì)中國(guó)社會(huì)轉(zhuǎn)型的作用[8]。

國(guó)內(nèi)對(duì)投融資關(guān)系的研究起步較晚且多借鑒西方經(jīng)典理論，集中在以下三個(gè)方面：一是文化傳媒產(chǎn)業(yè)投資戰(zhàn)略的研究?；ńǎ?002）認(rèn)為我國(guó)文化產(chǎn)業(yè)的投資戰(zhàn)略的制定必須要根據(jù)產(chǎn)業(yè)特點(diǎn)，合理分配長(zhǎng)短期投資，公益性投資和經(jīng)營(yíng)性投資[9]。呂慶華（2005）總結(jié)了文化資源產(chǎn)業(yè)投資結(jié)構(gòu)發(fā)展五大趨勢(shì)[10]。盛虎、王冰（2012）的分析結(jié)果表明出版?zhèn)髅筋惿鲜泄镜耐顿Y將趨于行業(yè)內(nèi)并購(gòu)和新媒介、新業(yè)務(wù)的拓展[11]。二是文化傳媒產(chǎn)業(yè)融資結(jié)構(gòu)的研究。李培元、魏亞平（2008）提出融資結(jié)構(gòu)中基金融資、風(fēng)險(xiǎn)投資融資、二級(jí)市場(chǎng)融資等直接融資的方式更能促進(jìn)新型文化產(chǎn)業(yè)的發(fā)展[12]。謝閩（2010）認(rèn)為文化傳媒產(chǎn)業(yè)要通過改變投融資的風(fēng)險(xiǎn)類型和收益結(jié)構(gòu)，并引入利益相關(guān)者和風(fēng)險(xiǎn)測(cè)量的方式來實(shí)現(xiàn)投融資模式的創(chuàng)新[13]。孫建軍（2011）引入非平衡面板數(shù)據(jù)，從融資行為、股權(quán)結(jié)構(gòu)和資產(chǎn)特性三個(gè)方面對(duì)我國(guó)傳媒上市公司的投融資行為進(jìn)行了研究[14]。三是中外文化產(chǎn)業(yè)投融資的比較研究。余曉泓（2008）提出我國(guó)要借鑒美國(guó)文化產(chǎn)業(yè)的先進(jìn)運(yùn)作模式，不斷完善融資體制，以促進(jìn)融資方式的多樣化和融資渠道的多元化[15]。張彬、晏丹（2012）比較了中日文化產(chǎn)業(yè)現(xiàn)狀和投融資模式，認(rèn)為在投融資模式上應(yīng)該更多地考慮中小企業(yè)的需求，并大力發(fā)展產(chǎn)業(yè)內(nèi)投資基金[16]。

綜上所述，當(dāng)前國(guó)外對(duì)投融資關(guān)系的研究，無論是理論還是方法都相對(duì)成熟，但針對(duì)文化傳媒產(chǎn)業(yè)的分析較少；而國(guó)內(nèi)的研究多止步于定性研究，定量研究多采用靜態(tài)分析框架。基于此，本文擬在借鑒國(guó)內(nèi)外學(xué)者的研究成果的基礎(chǔ)上，在中國(guó)資本市場(chǎng)的特殊環(huán)境下，針對(duì)文化傳媒產(chǎn)業(yè)的特點(diǎn)，結(jié)合統(tǒng)計(jì)分析和計(jì)量動(dòng)態(tài)分析方法，進(jìn)一步探索融資因素對(duì)投資行為的影響。

財(cái)經(jīng)理論與實(shí)踐（雙月刊）2015年第3期2015年第3期（總第195期）戴鈺：中國(guó)文化傳媒上市公司投融資行為影響因素研究

三、模型設(shè)定和變量選擇

（一）模型設(shè)定

投資往往具有累積效應(yīng)，即前期的投資行為會(huì)影響后期的投資行為?；诖耍疚慕⒁粋€(gè)含有被解釋變量一期滯后的動(dòng)態(tài)面板回歸模型：

Iit=αIi，t-1+βXit+μit（1）

其中，Iit為第i家文化傳媒上市公司第t年的投資規(guī)模，Ii，t-1為其一期滯后項(xiàng)；Xit為一組變量的向量，包含3種融資因素變量；μit為干擾項(xiàng)。

模型中投資規(guī)模的一期滯后項(xiàng)Ii，t-1是個(gè)體效應(yīng)εi的函數(shù)，故Ii，t-1與干擾項(xiàng)μit相關(guān)，模型存在內(nèi)生性問題。這使得常用的OLS估計(jì)嚴(yán)重上偏，固定效應(yīng)估計(jì)嚴(yán)重下偏，隨機(jī)效應(yīng)估計(jì)也存在一定的偏誤。針對(duì)這種情況，Arellano和Bond（1991）提出的GMM估計(jì)法有效地解決了這一內(nèi)生性問題。目前GMM估計(jì)方法主要有差分GMM估計(jì)和系統(tǒng)GMM估計(jì)兩種，前者設(shè)定解釋變量的差分值為工具變量，能有效克服內(nèi)生性問題和異方差問題，但Windmeijer（2005）的研究表明，差分GMM估計(jì)不能充分利用樣本信息，并存在弱工具變量問題；而系統(tǒng)GMM估計(jì)法同時(shí)使用水平方程和差分方程，并將差分變量的滯后項(xiàng)作為水平值的工具變量，克服了一階差分GMM估計(jì)法的小樣本偏誤，因此，本文選擇系統(tǒng)GMM估計(jì)法作為研究工具對(duì)中國(guó)文化傳媒上市公司投融資行為問題進(jìn)行研究。

（二）變量選擇

1.投資變量。

多數(shù)文獻(xiàn)將資本性投資視為對(duì)固定資產(chǎn)的投資，部分文化傳媒上市公司以固定資產(chǎn)投資為主，其他資本投資的比例過低，甚至為零，本文采用固定資產(chǎn)投資來衡量中國(guó)文化傳媒上市公司的投資行為。具體地，固定資產(chǎn)投資為固定資產(chǎn)凈額與年末總資產(chǎn)的比值以消除公司規(guī)模的影響。其中，固定資產(chǎn)凈額為固定資產(chǎn)原價(jià)、工程物質(zhì)及在建工程三項(xiàng)凈額之和。

2.融資變量。

將融資因素分為內(nèi)源融資和外源融資兩類，并且外源融資可具體分為債務(wù)融資和股權(quán)融資兩類。文中采用資產(chǎn)負(fù)債表中的經(jīng)營(yíng)現(xiàn)金流凈額，流動(dòng)負(fù)債和歸屬母公司股東權(quán)益來刻畫這三個(gè)融資因素。融資因素變量也都除以年末總資產(chǎn)來消除公司規(guī)模對(duì)融資變量的影響。此外，由于公司進(jìn)行投資決策時(shí)主要由期初的融資情況決定，本文引入這三個(gè)融資因素變量的一期滯后為解釋變量。

3.控制變量。

根據(jù)相關(guān)的研究文獻(xiàn)，在模型（1）的基礎(chǔ)上加入一些控制變量是有益的。本文發(fā)現(xiàn)公司規(guī)模、成長(zhǎng)能力、盈利能力、投資機(jī)會(huì)和年度虛擬變量等都會(huì)對(duì)企業(yè)的投資行為產(chǎn)生一定影響，經(jīng)回歸比較分析發(fā)現(xiàn)，當(dāng)期和往期的公司規(guī)模、盈利能力和投資機(jī)會(huì)對(duì)公司的投資行為產(chǎn)生影響較為顯著，引入這三個(gè)變量作為控制變量對(duì)系統(tǒng)進(jìn)行修正，但不作為本文的研究重點(diǎn)。

經(jīng)過變量選擇后，在模型（1）的基礎(chǔ)上構(gòu)建的融資-投資模型如下：

IitKit=αIi，t-1Ki，t-1+β1IFi，t-1Ki，t-1+β2DFi，t-1Ki，t-1+

β3EFi，t-1Ki，t-1+β4SIZEit+β5SIZEi，t-1+

β6EBITit+β7EBITi，t-1+β8Qit+β9Qi，t-1+μit （2）

其中，i=1，2，…，N表示不同的文化傳媒上市公司；t=1，2，…，T表示不同的時(shí)期，t-1表示變量的滯后一期；μ為干擾項(xiàng)。各變量的具體定義及計(jì)算方法如表1所示。

四、計(jì)量檢驗(yàn)與分析

（一）數(shù)據(jù)的選取

本文的數(shù)據(jù)來自CSMAR數(shù)據(jù)庫(kù)，考慮到時(shí)間延續(xù)的長(zhǎng)短和文化傳媒上市公司的數(shù)量選取了2006～2011年所有文化傳媒上市A股公司的年度數(shù)據(jù)。為了保證數(shù)據(jù)的有效性，剔除了以下公司：（1）2009年1月1日之后上市的公司；（2）經(jīng)營(yíng)不穩(wěn)定的ST、*ST和S*ST上市公司；（3）數(shù)據(jù)存在缺失值的公司。經(jīng)過篩選后，最后得到20家公司作為研究對(duì)象，其中深市9家，滬市11家，共107個(gè)公司年度觀察值。

（二）統(tǒng)計(jì)分析

通過對(duì)2006～2011年的年末總資產(chǎn)平均數(shù)進(jìn)行排序來對(duì)樣本公司按規(guī)模大小進(jìn)行分類，20家樣本公司中有6家屬于大型文化傳媒產(chǎn)業(yè)上市公司，14家屬于中小型文化傳媒產(chǎn)業(yè)上市公司。表2的描述性統(tǒng)計(jì)分析結(jié)果顯示：絕大多數(shù)變量的分布較對(duì)稱，且沒有較大的異常值；投資規(guī)模（I）和投資機(jī)會(huì)（Q）存在一定程度上的右偏，且不同規(guī)模的公司偏離程度不一，這說明中國(guó)文化傳媒上市公司投資行為可能存在一定的規(guī)模差異。

表3列出了各變量之間的相關(guān)系數(shù)。其結(jié)果表明：所選取的融資因素變量與投資規(guī)模顯著相關(guān)，各融資解釋變量之間的相關(guān)關(guān)系不太顯著。除股權(quán)融資變量之外，其他融資變量與投資規(guī)模均正相關(guān)，但是各變量之間具體的相關(guān)關(guān)系還需要通過模型驗(yàn)證才能得知。進(jìn)一步考察方差膨脹因子（VIF檢驗(yàn)）發(fā)現(xiàn)取值處于1.25和3.14之間，表明各解釋變量之間不存在多重共線性問題。（三）實(shí)證檢驗(yàn)及分析

本文所取的面板數(shù)據(jù)存在1～3年覆蓋不全的情況，橫截面單位數(shù)量大于時(shí)間序列跨度，且模型存在內(nèi)生性問題，故采用系統(tǒng)GMM估計(jì)法進(jìn)行回歸估計(jì)，并進(jìn)行了檢驗(yàn)干擾項(xiàng)序列相關(guān)性的ArellanoBond檢驗(yàn)和檢驗(yàn)工具變量過度識(shí)別的Sargan檢驗(yàn)。表4為模型（2）分全樣本、大型企業(yè)和中小型企業(yè)三種規(guī)模進(jìn)行估計(jì)的結(jié)果，其中系數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)誤進(jìn)行了穩(wěn)健性（Robust）處理，均為糾正了異方差和序列相關(guān)后的估計(jì)量。

從表4可以看出，三種情況下模型（2）的Wald統(tǒng)計(jì)量均在1%的水平上顯著，這表明模型整體非常顯著，具有較好的擬合效果。Sargan檢驗(yàn)的結(jié)果均接受了不存在過度識(shí)別的原假設(shè)，表明三種情況下所有工具變量均有效。ArellanoBond檢驗(yàn)結(jié)果表明在全樣本和中小型文化傳媒上市公司的情況下，模型（2）符合系統(tǒng)GMM估計(jì)法差分后的干擾項(xiàng)只存在一階自相關(guān)而不存在二階自相關(guān)這一假設(shè)，而大型上市公司的動(dòng)態(tài)模型由于橫截面?zhèn)€數(shù)與時(shí)間跨度相同不符合系統(tǒng)GMM大橫截面數(shù)量、小時(shí)間跨度的假設(shè)，存在一階序列相關(guān)。

實(shí)證結(jié)果顯示：（1）三種情況下滯后一期的投資規(guī)模變量都通過了1%的顯著性檢驗(yàn)且系數(shù)估計(jì)值為正，表明滯后一期的投資行為與當(dāng)期投資行為顯著正相關(guān)，從而說明文化傳媒上市公司的投資行為的確具有顯著的累計(jì)效應(yīng)。其中，中小型企業(yè)動(dòng)態(tài)模型的回歸系數(shù)0.958在1%的顯著水平下顯著，這意味著中小型企業(yè)受往期投資行為的影響更大。（2）滯后一期的內(nèi)源融資（IF）的估計(jì)系數(shù)在全樣本和中小型企業(yè)的情況下顯著為負(fù)，表明企業(yè)的投資規(guī)模并沒有隨著內(nèi)源融資比例增加而擴(kuò)大。雖然內(nèi)源融資具有低成本、低風(fēng)險(xiǎn)且自主性強(qiáng)等特點(diǎn)，導(dǎo)致該結(jié)果的原因可能是經(jīng)營(yíng)活動(dòng)產(chǎn)生的現(xiàn)金流并沒有為企業(yè)的投資行為提供充足的資金支持。（3）滯后一期的債務(wù)融資（DF）和股權(quán)融資（EF）的估計(jì)系數(shù)顯著為正，說明增加債務(wù)融資和股權(quán)融資比例與企業(yè)投資規(guī)模之間具有顯著的正相關(guān)關(guān)系，企業(yè)依賴外源融資來滿足投資活動(dòng)的資金的需求。其中，中小型企業(yè)的滯后一期的股權(quán)融資的回歸系數(shù)0.994在1%的顯著水平下顯著，說明中小型企業(yè)具有一定的股權(quán)融資偏好。（4）控制變量中除了滯后一期的盈利能力（EBIT）與投資規(guī)模顯著存在負(fù)相關(guān)關(guān)系外，其他控制變量回歸系數(shù)為正，但基本上都不顯著，說明公司規(guī)模（ASSET）和投資機(jī)會(huì)（Q）對(duì)投資規(guī)模的影響存在較大的不確定性。（5）與全樣本相比，中小型企業(yè)融資因素變量的估計(jì)系數(shù)的數(shù)值相對(duì)較大，表明中小型企業(yè)的投資行為受融資因素的影響更大。這符合中小型企業(yè)的處于發(fā)展初期的特點(diǎn)，其發(fā)展空間更大，對(duì)融資帶來資金的需求也相應(yīng)增加。

五、結(jié)論與啟示

與傳統(tǒng)的OLS估計(jì)，固定效應(yīng)模型和隨機(jī)效應(yīng)模型相比，本文采取的系統(tǒng)GMM估計(jì)法考慮到滯后的投資規(guī)模變量的內(nèi)生性問題，并彌補(bǔ)了差分GMM弱工具變量的不足，因而實(shí)證結(jié)果更為準(zhǔn)確可靠。實(shí)證結(jié)果表明，投資行為具有累積效應(yīng)，滯后一期的投資行為對(duì)當(dāng)期的投資行為具有顯著的促進(jìn)作用。內(nèi)源融資對(duì)中國(guó)文化傳媒上市公司的投資行為存在一定的負(fù)效應(yīng)，債務(wù)融資和股權(quán)融資則與投資行為顯著正相關(guān)，且中小型公司對(duì)外源融資中的股權(quán)融資存在較強(qiáng)的偏好。同時(shí)，文化傳媒上市公司的規(guī)模和投資機(jī)會(huì)有利于投資規(guī)模的擴(kuò)大，但公司的盈利能力對(duì)投資行為有一定的負(fù)作用。

上述研究結(jié)論將有助于豐富融資因素與投資行為關(guān)系方面的研究成果，同時(shí)也具有一定的政策啟示作用。第一，中國(guó)文化傳媒上市公司應(yīng)注重投資的連貫性和系統(tǒng)性，積極利用投資的正向累積效應(yīng)。第二，中國(guó)文化傳媒上市公司應(yīng)優(yōu)化內(nèi)部現(xiàn)金流管理，提高內(nèi)源融資效率。第三，銀行信貸是我國(guó)文化傳媒上市公司債務(wù)融資的主要方式，但文化傳媒產(chǎn)業(yè)投資風(fēng)險(xiǎn)大、可抵押資產(chǎn)少的特點(diǎn)加大了銀行信貸融資的難度，政府應(yīng)積極改革文化資產(chǎn)評(píng)估體系，改善融資環(huán)境，以擴(kuò)大文化信貸來源和信貸數(shù)量。第四，中小型傳媒文化公司存在明顯的股權(quán)融資偏好，推動(dòng)股權(quán)結(jié)構(gòu)升級(jí)，健全股權(quán)融資制度對(duì)擴(kuò)大公司的資本規(guī)模和資金來源必不可少。最后，針對(duì)文化傳媒上市公司規(guī)模的大小以及發(fā)展的程度，合理選擇融資方式，保證融資渠道的暢通和多元化對(duì)優(yōu)化投資行為、提高融資效率至關(guān)重要。

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