融資約束、資本投資與公司績效
——基于公司債自然實(shí)驗(yàn)的視角

李春霞

(天津財(cái)經(jīng)大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院，天津 300222)

引 言

金融發(fā)展如何促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長一直是經(jīng)濟(jì)學(xué)界關(guān)注的熱點(diǎn)話題(Levine，1997)[17]。Rajan & Zingales(1998)[24]通過對微觀企業(yè)的分析，指出金融發(fā)展可以有效促進(jìn)依賴外源融資企業(yè)的成長并最終帶來宏觀經(jīng)濟(jì)的增長。長期以來，我國上市公司外部融資嚴(yán)重依賴于銀行貸款，只有極少量的大型國有公司能夠通過發(fā)行企業(yè)債1的方式獲得債券融資。自2007年8月證監(jiān)會(huì)施行《公司債券發(fā)行試點(diǎn)辦法》以來，公司債逐漸成為近些年企業(yè)融資的熱點(diǎn)渠道之一。2012年全年滬深兩市公司債融資額高達(dá)2488億元，2011年整年達(dá)到1291億元2。2007年公司債推出這一自然實(shí)驗(yàn)所導(dǎo)致的融資環(huán)境的變化，為我們研究公司的融資約束問題提供了新的研究視角。

Myers & Majluf(1984)[23]率先提出融資約束假說，他們指出現(xiàn)實(shí)經(jīng)濟(jì)中廣泛存在的信息不對稱使得企業(yè)的外部融資成本要高于內(nèi)部融資，最終導(dǎo)致企業(yè)無法按照合理的資本成本籌集到投資所需要的所有資金，本文將企業(yè)這種最優(yōu)投資所需資金不能被滿足的程度定義為“融資約束”。由于企業(yè)一般會(huì)首先采用內(nèi)部融資，F(xiàn)azzari，Hubbard & Petersen(1988)[10](下文簡稱FHP)指出可以用資本投資對內(nèi)部現(xiàn)金流的依賴程度(或稱投資-現(xiàn)金流敏感性)來反映企業(yè)的融資約束狀況。他們采用股利支付率3作為判別融資約束的先驗(yàn)標(biāo)準(zhǔn)，以美國制造業(yè)上市公司為樣本實(shí)證得到融資約束程度與投資-現(xiàn)金流敏感性正相關(guān)。郭麗虹和馬文杰(2009)[26]針對中國上市公司進(jìn)行的實(shí)證研究也支持FHP的結(jié)論。

然而，F(xiàn)HP觀點(diǎn)受到來自Kaplan & Zingales(1997)[14](下文簡稱KZ)和Cleary(1999)[6]等的質(zhì)疑4。他們通過公司年報(bào)中各種定量和定性信息計(jì)算綜合融資約束指數(shù)來度量企業(yè)所面臨的融資約束，得出融資約束程度和投資-現(xiàn)金流敏感性負(fù)相關(guān)的結(jié)論。FHP和KZ實(shí)證結(jié)果之所以不同的原因主要圍繞融資約束的先驗(yàn)分組標(biāo)準(zhǔn)展開(Moyen，2004；Cleary et al.，2007)[22][7]。我國學(xué)者魏鋒和劉星(2004)[31]的研究結(jié)果顯示，若采用股利支付率分組時(shí)得到與FHP一致的結(jié)論，而采用多元判別法計(jì)算融資約束指數(shù)時(shí)則得到與KZ一致的結(jié)論。

鑒于前期文獻(xiàn)對先驗(yàn)融資約束分組指標(biāo)的爭議，本文基于公司債這一自然實(shí)驗(yàn)研究了公司外部融資約束環(huán)境的變化。首先，公司債這一融資工具的出現(xiàn)解決了融資約束指標(biāo)截面分組的爭議問題。其次，通過研究公司融資約束變化對其資本投資、技術(shù)創(chuàng)新和銷售增長率等經(jīng)營策略的影響，可以進(jìn)一步識別融資約束和公司經(jīng)營績效間的因果關(guān)系。

本文采集2002～2011年中國上市公司的數(shù)據(jù)，研究發(fā)現(xiàn)公司債的推出對公司經(jīng)營業(yè)績產(chǎn)生了正向的影響。在公司債推出后五年的時(shí)間(2007～2011年)，高信用等級公司較之于低信用等級公司的經(jīng)營績效得以顯著改善，其銷售收益率、資產(chǎn)收益率和凈資產(chǎn)收益率都有了較高的提升。我們進(jìn)一步挖掘了其背后的根本原因，發(fā)現(xiàn)高信用等級公司更能充分利用公司債這一金融工具的融資優(yōu)勢。在公司債推出后，高信用等級公司的投資-現(xiàn)金流敏感性(用來衡量融資約束)顯著降低，其投資規(guī)模、銷售增長率和全要素生產(chǎn)率增長率都有顯著提升。

本文具有如下學(xué)術(shù)貢獻(xiàn)：第一，將宏觀經(jīng)濟(jì)政策與微觀企業(yè)行為相結(jié)合，研究了融資約束對企業(yè)績效的影響，并且通過研究外部融資約束變化所引致的資本投資等公司經(jīng)營行為的變化，較好地解釋了融資約束和企業(yè)績效之間的因果關(guān)系。第二，與大量截面分組研究融資約束程度和投資-現(xiàn)金流敏感性之間關(guān)系的文獻(xiàn)(FHP, 1988；Kaplan &Zingales, 1997；Cleary, 1999；Moyen, 2004；魏鋒和劉星，2004；郭麗虹和馬文杰，2009)[10][14][6][22][31][26]不同，本文從公司債推出前后公司所面臨外部融資環(huán)境的變化進(jìn)行研究，克服了融資約束截面指標(biāo)分組分歧和融資約束度量指標(biāo)可能存在的內(nèi)生性問題。我們研究發(fā)現(xiàn)公司債成為企業(yè)潛在的融資工具后，降低了高信用等級公司投資對現(xiàn)金流的敏感性，同時(shí)拓展了Love(2003)[18]、Love &Zicchino(2006)[19]、李春霞(2014)[28]等“金融發(fā)展如何引發(fā)投資-現(xiàn)金流敏感性變化”的相關(guān)文獻(xiàn)。第三，本文用公司微觀數(shù)據(jù)演示了金融工具創(chuàng)新如何外生引致公司融資約束的變化，通過有效分配資金而影響投資支出等經(jīng)營策略的變化，最終帶來公司業(yè)績的增長。我們的研究為金融發(fā)展和經(jīng)濟(jì)增長之間因果關(guān)系的研究(Beck & Levine，2004；沈坤榮和張成，2004；康繼軍等，2005；武志，2010)[3][30][27][33]提供了具體經(jīng)濟(jì)作用機(jī)制，并為金融發(fā)展如何促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長中“分配金融資源”的理論觀點(diǎn)(King& Levine，1993a)[15]提供了實(shí)證支持。

機(jī)理分析與研究假說

一、前期文獻(xiàn)融資約束指標(biāo)問題

在微觀金融領(lǐng)域，盡管融資約束的定義是明確的，但是對融資約束的先驗(yàn)分組指標(biāo)則存在著較大的爭議。國內(nèi)外文獻(xiàn)通常從截面上進(jìn)行分組，譬如，用股利支付率、公司規(guī)模、KZ指數(shù)、公司債券評級、公司商業(yè)票據(jù)評級等指標(biāo)來識別公司面臨融資約束的強(qiáng)弱，正如李科和徐龍炳(2011)[29]所指處的這樣處理往往具有極強(qiáng)的內(nèi)生性問題。因?yàn)榈托庞迷u級的公司往往會(huì)因融資約束而投資不足，其融資約束程度的緩解必然會(huì)帶來投資的增加；反過來，公司投資的提高有助于擴(kuò)大生產(chǎn)、改善公司的財(cái)務(wù)狀況，進(jìn)而獲得更高的信用評級，其融資約束程度也會(huì)相應(yīng)下降。因此，即便能觀察到融資約束程度與公司投資之間的關(guān)系，也很難推斷出二者之間的因果關(guān)系。對于上市公司來說，公司債的推出是具有外生性的，新融資途徑的出現(xiàn)所引起的公司融資約束變化也相應(yīng)具有外生性。因此，我們認(rèn)為基于公司債券自然實(shí)驗(yàn)的研究能夠很好解決內(nèi)生性問題。

二、研究假說

公司債的推出不僅在于拓展了融資渠道，同時(shí)也有助于債務(wù)治理效應(yīng)的發(fā)揮。西方金融理論認(rèn)為債務(wù)融資能夠充當(dāng)信息角色和管教角色(Harris & Raviv，1991)[12]。高負(fù)債率不僅使得企業(yè)需要償付高額利息而減少自由現(xiàn)金流(Jensen，1986)[13]，而且可能使企業(yè)陷入財(cái)務(wù)危機(jī)而破產(chǎn)(Aghion & Bolton，1992)[1]，這些均有助于降低經(jīng)理的自利行為(Grossman & Hart，1982)[11]，最終帶來企業(yè)價(jià)值的提升(Denis & Denis，1993；McConnell &Servaes，1995)[8][20]。但是債務(wù)這種治理的作用有效發(fā)揮是建立在硬約束基礎(chǔ)上的。銀行貸款是我國公司債務(wù)的主要來源，而長期以來的公司和銀行雙重國有，使得銀行貸款普遍存在軟約束。然而，公司債券融資可以硬化杠桿的治理效應(yīng)，對經(jīng)理層產(chǎn)生較強(qiáng)的監(jiān)督和約束作用，一方面，公司還本付息的壓力會(huì)激勵(lì)管理層努力工作，會(huì)減少自由現(xiàn)金流所導(dǎo)致的過度投資行為；另一方面，公司債券的發(fā)行面向公眾，投資者會(huì)基于利益最大化的目的選擇其投資行為，這樣會(huì)對發(fā)債公司的治理結(jié)構(gòu)提出更高的要求?？傊?，融資渠道的增加和硬化的杠桿治理某種程度上均可以提高公司的經(jīng)營績效。

《公司債券發(fā)行試點(diǎn)辦法》要求對公司進(jìn)行信用評級，只有信用等級高的公司才有可能通過發(fā)行公司債進(jìn)行融資。因此，公司債推出對高信用等級公司的融資約束和經(jīng)營績效影響是最大的。鑒于此，提出假設(shè)1進(jìn)行檢驗(yàn)。

H1：較之于低信用等級公司，公司債的推出會(huì)明顯改善高信用等級公司的經(jīng)營績效。

為分析公司債推出后高信用等級公司業(yè)績增長較快的經(jīng)濟(jì)作用機(jī)制。我們猜測，可能是高信用等級公司面臨的外部融資約束得以緩解所致。Myers & Majluf(1984)[23]和FHP(1988)[10]認(rèn)為，面臨融資約束程度較高的公司，其投資會(huì)嚴(yán)重依賴于內(nèi)部的經(jīng)營現(xiàn)金流；Love(2003)[18]、Love& Zicchino(2006)[19]、李春霞(2014)[28]指出，金融發(fā)展有助于緩解公司所面臨的外部融資約束，表現(xiàn)為公司投資-現(xiàn)金流敏感度的降低。因此，我們擬考察高信用等級公司2007年前后投資-現(xiàn)金流敏感性的變化。倘若公司債緩解了高信用等級公司的融資約束問題，那么這類公司在公司債推出后，其投資-現(xiàn)金流敏感性應(yīng)該會(huì)有所下降。

此外，李科和徐龍炳(2011)[29]實(shí)證得到短期融資券的推出提高了公司的負(fù)債能力，進(jìn)而促進(jìn)了公司業(yè)績增長。我們認(rèn)為良好投資項(xiàng)目的選擇是企業(yè)持續(xù)成長的關(guān)鍵，公司的投資行為是公司成長的主要?jiǎng)右蚝臀磥憩F(xiàn)金流增長的重要基礎(chǔ)。公司債券融資的期限相對較長，也更多的是用作資本投資。因此，本文認(rèn)為，高信用等級公司在公司債推出后其經(jīng)營績效有所增長，關(guān)鍵在于外部籌資的滿足緩解了其融資約束，使得這類公司的資本投資、技術(shù)創(chuàng)新和開展?fàn)I銷策略的所需資金有了保障。

鑒于此，提出以下假設(shè)進(jìn)行檢驗(yàn)。

H2：公司債的推出緩解了高信用等級公司的融資約束，降低了其投資-現(xiàn)金流敏感性。

H3：較之于低信用等級公司，公司債的推出增加了高信用等級公司的投資規(guī)模5。

研究設(shè)計(jì)

一、數(shù)據(jù)來源和篩選

我們主要采集了2002～2011年A股上市公司作為研究樣本，關(guān)于公司債發(fā)行狀況的數(shù)據(jù)來自Wind，其他數(shù)據(jù)來自CSMAR。我們遵循以下原則對樣本進(jìn)行篩選：(1)考慮到金融行業(yè)不屬于實(shí)體經(jīng)濟(jì)，且現(xiàn)金流較大，故剔除了金融類上市公司；(2)為觀測到2007年公司債事件發(fā)生前后的觀測值，剔除了2007年及以后新上市的公司；(3)對所有連續(xù)變量在1～99%水平進(jìn)行了縮尾處理。

二、信用等級的計(jì)算

Denis & Mihov(2003)[9]采用Altman-Z值(Altman et al., 1977)[2]作為信用等級的代理變量，我國學(xué)者李科和徐龍炳(2011)[29]、吳育輝等(2009)[32]認(rèn)為張玲和曾維火(2004)[35]根據(jù)中國資本市場數(shù)據(jù)回歸得到的Altman-Z值能較好地預(yù)測公司的信用等級6。因此，我們根據(jù)張玲和曾維火(2004)[35]的方法計(jì)算公司的信用評級得分，Z值越大，說明公司的信用等級越高。

三、計(jì)量模型和變量

本文借鑒Bertrand & Mullainathan(2003)[5]、李科和徐龍炳(2011)[29]使用雙倍差(DID)方法，建立模型(1)對假設(shè)1進(jìn)行檢驗(yàn)。參考FHP(1988)[9]用投資-現(xiàn)金流敏感性來衡量企業(yè)的融資約束狀況，建立模型(2)對假設(shè)2進(jìn)行檢驗(yàn)。同時(shí)借鑒FHP(1988)[9]的投資模型以及Bertrand &Mullainathan(2003)[5]的DID方法建立模型(3)對假設(shè)3進(jìn)行驗(yàn)證。

其中，Growth用銷售收益率(ROS)、總資產(chǎn)收益率(ROA)、凈資產(chǎn)收益率(ROE)作為代理變量。解釋變量After是時(shí)間效應(yīng)，2007年及以后取1，否則為0；Credit_h為政策效應(yīng)，高信用等級公司取1，否則為0；交互項(xiàng)系數(shù)a1用來衡量公司債推出對高信用等級公司經(jīng)營績效的影響程度。μi表示公司個(gè)體效應(yīng)，νt表示年度時(shí)間效應(yīng)。模型(1)控制變量包括公司規(guī)模、資產(chǎn)負(fù)債率和滯后一期的投資水平。模型(2)、(3)的控制變量主要包括公司規(guī)模和資產(chǎn)負(fù)債率。表1匯報(bào)了模型中所需變量的具體計(jì)算方式。

若模型(1)After和Credit_h交互項(xiàng)的系數(shù)a1顯著大于零，則假設(shè)1得以驗(yàn)證。模型(2)中的CF為經(jīng)營活動(dòng)現(xiàn)金流，如果After和CF的交互項(xiàng)的系數(shù)b1顯著小于零，說明公司債的推出確實(shí)緩解了融資約束，那么假設(shè)2得以驗(yàn)證。倘若模型(3)After和Credit_h交互項(xiàng)的系數(shù)c1顯著大于零，則假設(shè)3得以驗(yàn)證。

四、樣本描述

表2是對主要變量進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì)的結(jié)果。我們除了匯報(bào)總樣本，而且按信用等級分組對核心變量的均值和中位數(shù)進(jìn)行了匯報(bào)。高信用等級組由Altman_Z值前33.3%分位數(shù)的公司構(gòu)成，低信用等級組由其他公司組成。

可以看出，2002～2011年間上市公司ROS 、ROA和ROE均值分別為9.6%、4.5%、9.6%。公司經(jīng)營狀況方面，資本投資占資產(chǎn)總額比例的均值為7.7%，年銷售增長率為18.5%，全要素生產(chǎn)率的增長率為12.7%。按信用等級分組后，高信用等級公司的經(jīng)營績效、投資水平和其他經(jīng)營狀況均要顯著優(yōu)于低信用等級組。譬如，就公司的業(yè)績指標(biāo)而言，高信用等級公司的ROS為12.9%，而低信用等級公司的ROS僅為8%。公司經(jīng)營策略方面，高信用等級公司的投資率為9.3%，而低信用等級公司僅為7%。此外，高信用等級公司的銷售增長率和TFP增長率分別高達(dá)為24.5%、13.2%，而低信用等級公司的相應(yīng)指標(biāo)分別為15.6%、12.5%。

實(shí)證結(jié)果與分析

一、公司債推出對公司績效的影響

1.圖表分析

圖1給出了融資約束變化對公司績效指標(biāo)(銷售收益率和資產(chǎn)收益率)的影響。可以看出，高信用等級組和低信用等級組ROS(ROA)中位值的走勢圖非常相似，這某種程度上可以說明公司債推出對公司績效的影響是外生的。2007年公司債推出的當(dāng)年高、低信用等級組的ROS(ROA)均有急劇提高；與低信用等級組相比，高信用等級組的增幅更大。在隨后幾年公司業(yè)績的波動(dòng)逐漸趨于平緩，但整體上2007年之后的平均績效要高于公司債推出前。

2.回歸分析

接下來我們采用DID方法實(shí)證考察公司債推出后高信用等級組的經(jīng)營績效是否有所增長。關(guān)于公司業(yè)績這一被解釋變量，我們主要考察了ROS、ROA和ROE，并且對公司的規(guī)模、資產(chǎn)負(fù)債率、上期的投資支出進(jìn)行了控制。由于所選樣本是面板數(shù)據(jù)，故我們下文所匯報(bào)為雙固定效應(yīng)模型(FE)的回歸結(jié)果，即對公司的個(gè)體和年度效應(yīng)進(jìn)行了控制。Bertrand等(2004)[4]指出DID在實(shí)際應(yīng)用中存在著嚴(yán)重的序列相關(guān)問題，可以通過對公司聚類處理來解決這一問題。因此，表3模型的標(biāo)準(zhǔn)誤均在公司層面進(jìn)行了聚類處理。

表3第(1)-(3)列，After和Credit_h的交互項(xiàng)系數(shù)均顯著為正，說明公司債的推出對高信用等級公司的業(yè)績增長產(chǎn)生了顯著的正面影響，ROS、ROA和ROE分別增長了2.4%、2.3%和4.4%，假設(shè)1得到驗(yàn)證。回歸結(jié)果同時(shí)顯示，滯后一期的投資支出與公司業(yè)績正相關(guān)，可以說明，公司的投資水平確實(shí)有助于未來公司業(yè)績的增長，下文我們將專門針對公司的資本投資進(jìn)行深入分析。

此外，貸款利率的市場化改革過程，可能會(huì)對我國企業(yè)的融資和投資行為產(chǎn)生影響。2004年10月我國放開貸款利率的管制上限，可能會(huì)影響到微觀企業(yè)的資本配置能力，進(jìn)而影響到公司業(yè)績(應(yīng)千偉等，2010)[34]。因此，在表3的第(4)-(6)列，加入了外部貸款利率改革變量LIGAI進(jìn)一步檢驗(yàn)了我們結(jié)果的穩(wěn)健性。可以看出，貸款利率上限的放開有利于公司業(yè)績的增長。不過加入LIGAI這一變量后基本不會(huì)影響我們第(1)-(3)列的回歸結(jié)果，這是由于我們前三列的雙固定效應(yīng)模型對年度效應(yīng)的控制，已經(jīng)控制了外部宏觀經(jīng)濟(jì)影響的沖擊。

二、公司債推出對資本投資等經(jīng)營策略的影響

前文研究結(jié)果顯示公司債推出提升了高信用等級公司的經(jīng)營績效，我們這部分來探究其背后的經(jīng)濟(jì)作用機(jī)制。我們擬從兩方面進(jìn)行研究：一方面研究高信用等級公司的融資約束是否確實(shí)得以改善；另一方面，研究公司的經(jīng)營策略問題，即高信用等級公司融資約束問題得以緩解后，是否將資金用于提高其投資率、銷售增長率和技術(shù)進(jìn)步率。

表4第(1)列主要對高信用等級公司樣本進(jìn)行了實(shí)證分析，目的在于考察公司債推出對高信用等級公司投資-現(xiàn)金流敏感性的影響。After和CF交互項(xiàng)的系數(shù)顯著為負(fù)，說明公司債推出后高信用等級組投資水平對內(nèi)部現(xiàn)金流的依賴降低，即緩解了其所面臨的融資約束問題，驗(yàn)證了假設(shè)2。這也從側(cè)面反映出可以用投資-現(xiàn)金流敏感性來衡量企業(yè)的融資約束情況，某種程度上支持FHP(1988)[10]融資約束與投資-現(xiàn)金流敏感性正相關(guān)的結(jié)果。同時(shí)與Love(2003)[18]、Love & Zicchino(2006)[19]、李春霞(2014)[28]等“金融發(fā)展降低投資-現(xiàn)金流敏感性”的實(shí)證結(jié)果相一致。

表4第(2)列同樣采用DID方法，就公司債推出對公司資本投資的影響進(jìn)行了分析。結(jié)果顯示，高信用等級公司由于融資約束的緩解，會(huì)顯著提高其資本投資規(guī)模，假設(shè)3得以驗(yàn)證。此外，我們同時(shí)考察了公司債推出對高信用等級公司銷售增長率和技術(shù)進(jìn)步率的影響效應(yīng)，發(fā)現(xiàn)SGR和ΔTFP分別提高了10.8%、1.6%。其中，對技術(shù)進(jìn)步率的計(jì)算采用生產(chǎn)函數(shù)y=kαx進(jìn)行估算7(King &Levine，1993b；Mclean et al.，2012)[16][21]。

綜上，我們認(rèn)為高信用等級公司經(jīng)營績效的提升，主要原因在于公司債券的推出使得其面臨的融資約束得以緩解，增強(qiáng)了公司在資本投資、技術(shù)創(chuàng)新和銷售水平等方面的經(jīng)營能力。

三、穩(wěn)健性檢驗(yàn)

關(guān)于高信用等級公司融資約束緩解、資本投資增加以及公司經(jīng)營績效提升的原因，也有可能源自高信用等級公司本身的生產(chǎn)效率較高或治理機(jī)制較為完善等因素，抑或是由于其他的宏觀沖擊所致，而不是公司債推出帶來的效果。這需要將公司債券發(fā)行對公司績效的影響效果從其他可能因素中分離出來，否則無法準(zhǔn)確判斷公司債這一金融工具創(chuàng)新的效果，我們下文采用“傾向得分匹配分析”(PSM)方法進(jìn)行了穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

根據(jù)公司是否“發(fā)行過公司債”，將樣本劃分為發(fā)行組和對照組。首先通過Logit概率模型8將可能影響公司債發(fā)行的多個(gè)特征(公司規(guī)模、資產(chǎn)負(fù)債率、信用等級評分和行業(yè))9濃縮成一個(gè)指標(biāo)，即傾向得分值。恰當(dāng)?shù)钠ヅ湫枰獫M足平衡假設(shè)，即“發(fā)行組”和“對照組”的匹配變量在匹配后不存在顯著性差異。表5匹配平衡性檢驗(yàn)顯示，發(fā)行組和對照組在匹配之后各匹配變量的標(biāo)準(zhǔn)偏差的絕對值均小于5%，并且t檢驗(yàn)是不顯著的，這表明本文的匹配變量和匹配方法是恰當(dāng)?shù)模烙?jì)結(jié)果也是可靠的。

為直觀期見，圖2a和圖2b分別匯報(bào)了使用最近鄰匹配法時(shí)，“發(fā)行組”和“對照組”在配對前和配對后的密度函數(shù)。圖2a顯示，匹配前這兩組樣本的密度函數(shù)差異較大，因?yàn)榉治鰰r(shí)將所有未發(fā)行過公司債券的樣本均作為了“對照組”，這時(shí)比較分析得到的結(jié)果可能是有偏的。然而，當(dāng)我們根據(jù)傾向得分選擇合適的公司(即夠條件發(fā)行公司債，但現(xiàn)實(shí)中又沒有發(fā)行公司債的公司)作為“對照組”時(shí)，再將其與“ 發(fā)行組”進(jìn)行比較，此時(shí)這兩組的密度函數(shù)形狀相近(如圖2b所示)。這意味著在匹配后“發(fā)行組”和“對照組”的公司特征具有相似性。在這里不再贅述利用半徑匹配和核匹配時(shí)匹配前后的密度函數(shù)圖。

我們計(jì)算出傾向得分值后，2007～2011年間126家發(fā)行過公司債的上市公司進(jìn)行配對后的比較結(jié)果如表6所示。為保證穩(wěn)健性，我們同時(shí)匯報(bào)了采用最近鄰匹配、半徑匹配和核匹配法進(jìn)行配對的結(jié)果。匹配前，“發(fā)行組”的銷售收益率ROS要遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于“對照組”；匹配后，“發(fā)行組”和“對照組”之間ROS的差距略有減少，但是依然在統(tǒng)計(jì)上存在顯著差異。即可以認(rèn)為，與中低信用等級公司相比，公司債的推出顯著提高了高信用等級公司的績效，這一結(jié)論具有穩(wěn)健性。

此外，公司債這一新融資方式的出現(xiàn)，不僅直接緩解了高信用等級公司所面臨的融資約束，而且會(huì)降低資本市場上的資金競爭程度，進(jìn)而間接降低與其實(shí)力相當(dāng)?shù)钠髽I(yè)或者其他企業(yè)的融資約束問題?？梢哉f，公司債這一政策的推出在整體上直接或間接影響著所有企業(yè)，根據(jù)表6的數(shù)據(jù)我們觀察到的是信貸市場所有企業(yè)債務(wù)融資動(dòng)態(tài)競爭的最終結(jié)果。事實(shí)上，公司債的這一政策效果，對發(fā)行和未發(fā)行公司債企業(yè)之間經(jīng)業(yè)績差異的直接作用會(huì)比我們表6觀測到的更大。

研究結(jié)論

本文以2002～2011年中國上市公司微觀面板數(shù)據(jù)為研究樣本，主要采用DID等方法，分析了公司債推出這一政策背景對公司經(jīng)營績效的影響，解決了微觀層面研究融資約束和投資-現(xiàn)金流敏感性關(guān)系時(shí)企業(yè)融資約束指標(biāo)截面分組所存在的爭議。此外，該結(jié)論同時(shí)肯定了金融發(fā)展與經(jīng)濟(jì)增長之間的因果關(guān)系，解決了單從宏觀層面進(jìn)行研究時(shí)二者之間可能存在的內(nèi)生性問題。因?yàn)楣緜@一金融工具創(chuàng)新，給上市公司(尤其是高信用等級公司)，帶來了更多潛在的融資渠道，進(jìn)而有效改善了公司可能面臨的外部融資約束問題，使得高信用等級公司的資本投資、技術(shù)創(chuàng)新和營銷能力大大增強(qiáng)，最終直接促成了高信用等級公司的業(yè)績增長。同時(shí)資本市場資金競爭程度的降低，某種程度上會(huì)間接緩解低信用等級公司的融資約束。因此，我們得到金融發(fā)展確實(shí)促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)增長，明確了二者之間的因果關(guān)系。

本文實(shí)證發(fā)現(xiàn)，公司債的推出對公司業(yè)績產(chǎn)生了顯著正向的影響。較之于低信用等級公司，高信用公司的經(jīng)營績效增長得更快，其銷售收益率增長了2.4%，總資產(chǎn)收益率提升了2.3%，凈資產(chǎn)收益率提高了4.4%。我們進(jìn)一步實(shí)證研究了公司債金融工具創(chuàng)新促進(jìn)高信用等級公司業(yè)績增長的作用機(jī)制。結(jié)果顯示，公司債推出后高信用等級公司的投資-現(xiàn)金流敏感性(用來衡量融資約束)顯著下降；公司債推出對高信用等級公司的資本投資、銷售能力及技術(shù)進(jìn)步產(chǎn)生了顯著正向影響，增長率分別為0.9%、10.8%和1.6% 。此外，我們采用“傾向得分匹配分析”(PSM)方法進(jìn)行的穩(wěn)健性檢驗(yàn)也支持以上結(jié)論。

前期文獻(xiàn)關(guān)于融資約束和投資-現(xiàn)金流敏感性關(guān)系的研究，結(jié)論分歧的根源在于對融資約束先驗(yàn)指標(biāo)的選擇問題。本文研究基于公司債的推出這一自然實(shí)驗(yàn)，從公司債這一金融工具創(chuàng)新入手，來解決我國財(cái)務(wù)領(lǐng)域的這一難題，體現(xiàn)了新的研究視角和思路；本文同時(shí)試圖揭示金融發(fā)展對經(jīng)濟(jì)增長的影響方式及內(nèi)在機(jī)理，可以深化我國宏觀領(lǐng)域關(guān)于這一問題的研究。此外，伴隨著2015年1月新《公司債發(fā)行與交易管理辦法》的推出，公司債券的發(fā)行主體由上市公司放松至所有公司制法人，非上市公司也可以通過發(fā)行小公募公司債券的方式來募集資金。我們未來可能根據(jù)小公募公司債的發(fā)行情況，分析這一新政策對公司經(jīng)營業(yè)績的影響。

注釋

1.我國的企業(yè)債和公司債的發(fā)行主體不同，1993 年發(fā)布的《企業(yè)債券管理?xiàng)l例》明確規(guī)定，企業(yè)債券只能由中央政府部門附屬機(jī)構(gòu)、國有獨(dú)資企業(yè)或者國有控股企業(yè)發(fā)行，而2007年出臺的《公司債券發(fā)行試點(diǎn)辦法》規(guī)定所有有限責(zé)任公司和股份有限公司只要符合《證券法》的有關(guān)條件即可發(fā)行公司債。

2.數(shù)據(jù)來自Wind數(shù)據(jù)庫。

3.股利支付率越高意味著公司內(nèi)部資金越充?；蛲獠咳谫Y難度較低，這樣的公司一般面臨的融資約束可能越輕。

4.Kaplan & Zingales(1997)和Cleary(1999)認(rèn)為FHP根據(jù)股利支付率分組可能存在單一指標(biāo)分組的偏誤，故根據(jù)公司的增長情況、年報(bào)信息、公司公告、債權(quán)條款等信息構(gòu)造綜合指數(shù)對樣本分組，檢驗(yàn)這一綜合指數(shù)和投資-現(xiàn)金流敏感性之間的關(guān)系。

5.同時(shí)考察了銷售增長率和技術(shù)進(jìn)步率。

6.計(jì)算方法如下：Z=-8.751+6.3X1+0.761X6+1.295X21+0.412X23+0.015X24+0.105X31-21.164X32，X1是凈資產(chǎn)利潤率，X6是每股經(jīng)營現(xiàn)金流，X21是固定總資產(chǎn)的對數(shù)，X23是主營業(yè)務(wù)收入增長率，X24是留成利潤比例，X31是流通股市值負(fù)債比，X32是股本賬面值/股本市值。

7.y表示銷售收入，k表示資本存量，x表示其他因素。通過取對數(shù)、差分后可得到gy=α(gk)+gx，gx為全要素生產(chǎn)率的增長率，即技術(shù)進(jìn)步率。

8.logit模型的判定效果，一般利用兩個(gè)指標(biāo)來進(jìn)行判斷：一是logit分析中廣泛運(yùn)用的Pseudo-R2，另一個(gè)是ROC曲線下的面積(AUC)，Stürmer et al.(2006)[25]發(fā)現(xiàn)，使用logit回歸模型獲取傾向得分時(shí)，AUC大于0.8就可以認(rèn)為構(gòu)建方程的指標(biāo)較好。我們模型得到的Pseudo-R2為0.23，AUC為0.844。

9.設(shè)定行業(yè)虛擬變量，制造業(yè)取1，其他取0。