融資約束對(duì)中小企業(yè)經(jīng)營績效的影響

喬正陽

[提要] 選取2016～2018年持續(xù)上市的588家中小板企業(yè)作為研究對(duì)象，探究融資約束對(duì)中小企業(yè)經(jīng)營績效的影響。研究結(jié)果表明：融資約束對(duì)中小企業(yè)經(jīng)營績效有顯著的不利影響;中小企業(yè)提升企業(yè)規(guī)模、改善資本結(jié)構(gòu)以及提高盈利能力能夠顯著改善企業(yè)所受融資約束情況，從而提升企業(yè)經(jīng)營績效。

關(guān)鍵詞：融資約束;經(jīng)營績效;Logit回歸;多元線性回歸

中圖分類號(hào)：F270.5 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A

收錄日期：2019年12月26日

一、引言

目前，融資難、融資貴已成為制約我國中小企業(yè)發(fā)展的重要因素之一，融資約束是這一現(xiàn)象的主要體現(xiàn)。融資約束是由于資本市場中存在代理成本、信息不對(duì)稱等問題，導(dǎo)致外部融資成本高于內(nèi)部融資成本的現(xiàn)象。融資約束的存在，使得企業(yè)難以實(shí)現(xiàn)最優(yōu)資本結(jié)構(gòu)，進(jìn)而可能影響企業(yè)的經(jīng)營管理。因此，本文探究融資約束對(duì)經(jīng)營績效的影響，并根據(jù)實(shí)證研究結(jié)果，為中小企業(yè)提出緩解融資約束、提高經(jīng)營績效的有效措施。

二、文獻(xiàn)綜述

目前，國內(nèi)外學(xué)者主要使用模型法和指數(shù)法衡量融資約束。模型法主要包含投資—現(xiàn)金流敏感性和現(xiàn)金—現(xiàn)金流敏感性。投資—現(xiàn)金流敏感性最早由Fazzari、Hubbard和Petersen（1988）提出，并指出，融資約束與投資—現(xiàn)金流敏感性呈顯著的正相關(guān)關(guān)系。Walid Mansour（2014）、劉志遠(yuǎn)等（2010）等學(xué)者均使用投資—現(xiàn)金流敏感性衡量企業(yè)融資約束程度。然而，連玉君、程建（2007），曾愛民、魏志華（2013）通過實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，融資約束并不是引起投資—現(xiàn)金流敏感性變化的唯一因素，因此使用投資—現(xiàn)金流敏感性衡量融資約束并不適當(dāng)。

現(xiàn)金—現(xiàn)金流敏感性，Kaplan和Zingales（1997）認(rèn)為，當(dāng)企業(yè)面臨較高融資約束時(shí)，會(huì)提高現(xiàn)金持有量以保證內(nèi)源資本的充足性，因此，現(xiàn)金—現(xiàn)金流敏感性與企業(yè)經(jīng)營績效呈顯著的正相關(guān)關(guān)系。Almeida、Campello和Weisbach（2004）通過實(shí)證研究表明，現(xiàn)金—現(xiàn)金流敏感性與融資約束成正相關(guān)關(guān)系，并且更適合用于評(píng)價(jià)融資約束。而Moye（2004）指出，當(dāng)外部融資環(huán)境寬松時(shí)，使用現(xiàn)金—現(xiàn)金流敏感性指標(biāo)衡量融資約束，可能會(huì)放大企業(yè)所受融資約束程度。由此可見，學(xué)術(shù)界對(duì)模型法的適用性存在一定的爭議。

指數(shù)法主要包含KZ指數(shù)、WW指數(shù)和SA指數(shù)。KZ指數(shù)由Kaplan和Zingales（1997）提出，其結(jié)合企業(yè)財(cái)務(wù)指標(biāo)、信用等級(jí)等變量將公司分類，使用有序邏輯回歸構(gòu)建融資約束指數(shù)。但這一指標(biāo)受到了部分學(xué)者的質(zhì)疑，Whited & Wu（2006）指出，KZ指數(shù)的融資約束衡量結(jié)果存在眾多與事實(shí)相反的情形。WW指數(shù)由Whited & Wu（2006）提出，利用GMM法估計(jì)歐拉投資等式，使用估計(jì)系數(shù)構(gòu)造WW指數(shù)。WW指數(shù)剔除了KZ指數(shù)中的托賓Q值，提升了精確度。但是，鞠曉生等人（2013）指出WW指數(shù)包含了大量的財(cái)務(wù)變量和金融變量，存在嚴(yán)重的內(nèi)生性。Hadlock & Pierce（2010）僅使用企業(yè)年齡和企業(yè)規(guī)模兩個(gè)變量構(gòu)建SA指數(shù)，雖然克服了WW指數(shù)的內(nèi)生性問題，但是該指數(shù)僅包含兩個(gè)變量，其衡量融資約束的準(zhǔn)確性受到了學(xué)者們的質(zhì)疑。

綜上所述，國內(nèi)外學(xué)者對(duì)融資約束程度的衡量標(biāo)準(zhǔn)沒有形成統(tǒng)一的認(rèn)識(shí)，模型法主要從企業(yè)的投資管理和現(xiàn)金管理角度出發(fā)，指標(biāo)法主要通過財(cái)務(wù)指標(biāo)構(gòu)建融資約束指標(biāo)。本文認(rèn)為由于選取的研究樣本以及樣本外部資本市場的差異性，照搬現(xiàn)有的衡量指標(biāo)并不能做到完全準(zhǔn)確可行。因此，本文在利用前人研究方法的基礎(chǔ)上，針對(duì)所選取的樣本企業(yè)，重新構(gòu)建融資約束指標(biāo)，以確保研究結(jié)果的準(zhǔn)確性。

三、樣本數(shù)據(jù)的選擇與指標(biāo)的建立

（一）數(shù)據(jù)選擇。選取2016～2018年持續(xù)上市的588家中小板企業(yè)，探究融資約束對(duì)中小板企業(yè)經(jīng)營績效的影響。本文使用CSMAR數(shù)據(jù)庫，通過winsorize法對(duì)1%分位和99%分位的數(shù)據(jù)進(jìn)行縮尾處理，消除極端數(shù)據(jù)對(duì)研究結(jié)果的影響。

（二）構(gòu)建融資指標(biāo)。為防止使用單一財(cái)務(wù)指標(biāo)進(jìn)行融資約束分組導(dǎo)致的偏差，本文使用營運(yùn)資金和流動(dòng)比率進(jìn)行融資約束預(yù)分組;借鑒連玉君（2010）、林莉（2014）的處理方法，本文以預(yù)分組指標(biāo)33%，66%分位作為臨界點(diǎn)，以年度為單位，將企業(yè)劃分為高融資約束組、融資約束不確定組、低融資約束組。

本文選取營運(yùn)資金和流動(dòng)比率作為融資約束預(yù)分組指標(biāo)。營運(yùn)資金，反映企業(yè)的償債能力，當(dāng)營運(yùn)資金小于零，表明企業(yè)使用流動(dòng)負(fù)債負(fù)擔(dān)部分長期資產(chǎn)，不穩(wěn)定性強(qiáng)，償債能力差;當(dāng)營運(yùn)資金大于零，長期資本大于長期資產(chǎn)，超出部分用于流動(dòng)資產(chǎn)，不穩(wěn)定性弱，償債能力強(qiáng)。流動(dòng)比率，反映企業(yè)資產(chǎn)的流動(dòng)性，流動(dòng)比率越高，企業(yè)資產(chǎn)流動(dòng)性越快，變現(xiàn)能力越強(qiáng);反之，流動(dòng)比率越低，企業(yè)資產(chǎn)流動(dòng)性越慢，變現(xiàn)能力越差。由于本文選取中小企業(yè)作為研究對(duì)象，企業(yè)規(guī)模有限，因此外部資金提供者更加關(guān)注企業(yè)資產(chǎn)的流動(dòng)性。

將營運(yùn)資金由大到小排序，前33%分位劃分為低風(fēng)險(xiǎn)組;后66%分位劃分為高風(fēng)險(xiǎn)組;將流動(dòng)比率由小到大排序，前33%分位劃分為高風(fēng)險(xiǎn)組;后66%分位劃分為低風(fēng)險(xiǎn)組;兩次分組均被劃分為高風(fēng)險(xiǎn)組的企業(yè)，劃分為高融資約束組;兩次分組均被劃分為低風(fēng)險(xiǎn)組的企業(yè)，劃分為低融資約束組;剩余企業(yè)劃分為融資約束不確定組。

（三）變量選取

1、指標(biāo)變量及定義。（表1）

2、Mann-Whiteney U檢驗(yàn)。經(jīng)Shapiro檢驗(yàn)，本文數(shù)據(jù)分布偏態(tài)，不符合正態(tài)分布。因此，使用Mann-Whiteney U檢驗(yàn)，經(jīng)檢驗(yàn)，本文所選取的變量能夠準(zhǔn)確區(qū)分融資約束組。

3、LOGIT回歸與邊際效應(yīng)。（表2）從表2可以看出，資產(chǎn)負(fù)債率變化，融資約束發(fā)生的可能性增加;息稅前利潤比重變化，融資約束發(fā)生的可能性減少;企業(yè)規(guī)模變化，融資約束發(fā)生的可能性減少;營業(yè)周期變化，融資約束發(fā)生的可能性減少。根據(jù)回歸結(jié)果，融資約束指數(shù)構(gòu)建如下：

Ln

=119.941+0.84×AL-0.413×EBITit-6.354×Sizeit-0.73×BCit

使用邊際效應(yīng)進(jìn)一步解釋各個(gè)變量對(duì)融資約束指數(shù)的影響程度，資產(chǎn)負(fù)債率與融資約束指數(shù)呈顯著的正相關(guān)關(guān)系，資產(chǎn)負(fù)債率每上升一個(gè)單位，融資約束指數(shù)將升上0.84個(gè)單位;息稅前利潤比重、企業(yè)規(guī)模和營業(yè)周期與融資約束指數(shù)呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，息稅前利潤比重每上升一個(gè)單位，融資約束指數(shù)下降0.413個(gè)單位，企業(yè)規(guī)模每上升一個(gè)單位，融資約束指數(shù)下降6.354個(gè)單位，營業(yè)周期每上升一個(gè)單位，融資約束指數(shù)下降0.73個(gè)單位。綜上所述，提升企業(yè)規(guī)模能夠有效緩解中小企業(yè)融資約束情況，并且改善企業(yè)資本結(jié)構(gòu)、提升盈利能力、適當(dāng)延長營業(yè)周期對(duì)緩解中小企業(yè)融資融資約束也有一定的幫助。

四、融資約束對(duì)經(jīng)營績效的影響

使用本文構(gòu)建的融資約束指數(shù)FC衡量企業(yè)融資約束程度，利用總資產(chǎn)凈利率衡量企業(yè)經(jīng)營績效，通過多元線性回歸研究融資約束對(duì)企業(yè)經(jīng)營績效的影響。

（一）變量選取及模型設(shè)定

1、變量選取及定義。（表3）

2、建立模型

ROAit=c+α1FCit+α2Sizeit+α3LDit+α4OMit+α5PGit+α6CGit+∑Year+ε

（二）描述性統(tǒng)計(jì)與多元線性回歸。從表4可知，調(diào)整R2為0.572，表明本模型準(zhǔn)確性較高。融資約束指數(shù)系數(shù)為-2.362，P值為0.000，在1%的水平下顯著，表明融資約束與企業(yè)經(jīng)營績效呈顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系，融資約束指數(shù)每增加一個(gè)單位，企業(yè)經(jīng)營績效將下降2.3624個(gè)單位，即融資約束越嚴(yán)重，企業(yè)經(jīng)營績效越差。（表4）

企業(yè)規(guī)模系數(shù)為5.576，P值為0.000，在1%的水平下顯著，表明企業(yè)規(guī)模與企業(yè)經(jīng)營績效呈顯著的正相關(guān)關(guān)系。長期資本負(fù)債率系數(shù)為-0.218，P值為0.000，在1%的水平下顯著，表明長期資本負(fù)債率與企業(yè)經(jīng)營績效呈顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系。營業(yè)毛利率系數(shù)為0.167，P值為0.000，在1%的水平下顯著，表明營業(yè)毛利率與企業(yè)經(jīng)營績效呈顯著的正相關(guān)關(guān)系。利潤增長率系數(shù)為0.001，P值為0.000，在1%的水平下顯著，表明利潤增長率與企業(yè)經(jīng)營績效呈顯著的正相關(guān)關(guān)系?？沙掷m(xù)增長率系數(shù)為0.392，P值為0.000，在1%的水平下顯著，表明可持續(xù)增長率與企業(yè)經(jīng)營績效呈顯著的正相關(guān)關(guān)系。

五、幾點(diǎn)建議

本文對(duì)中小企業(yè)緩解融資約束，提升企業(yè)經(jīng)營績效提出以下建議：

（一）提升企業(yè)規(guī)模。根據(jù)研究結(jié)果可知，中小企業(yè)提升企業(yè)規(guī)模不僅可以有效降低企業(yè)融資約束情況，還可以有效提高企業(yè)經(jīng)營績效。與大型企業(yè)相比，對(duì)中小企業(yè)而言，最明顯的區(qū)別是“規(guī)?！?，當(dāng)企業(yè)規(guī)模提升，企業(yè)的經(jīng)營穩(wěn)定性、償債能力以及業(yè)務(wù)范圍都將得到有效提高，因此對(duì)緩解融資約束，提升企業(yè)經(jīng)營績效具有重要意義。

（二）注重資本結(jié)構(gòu)優(yōu)化。本文分別使用資產(chǎn)負(fù)債率和長期資本負(fù)債率衡量企業(yè)資本結(jié)構(gòu)，根據(jù)研究結(jié)果可知，債務(wù)資本在企業(yè)總資本中占比越高，企業(yè)融資約束狀況越嚴(yán)重，經(jīng)營績效越差，因此中小企業(yè)應(yīng)當(dāng)適當(dāng)調(diào)整負(fù)債比率，降低負(fù)債在資本結(jié)構(gòu)中的占比，增加權(quán)益資本，有利于緩解融資約束，提升企業(yè)經(jīng)營績效。

（三）提高盈利能力，適當(dāng)延長營業(yè)周期。延長營業(yè)周期，有利于提升產(chǎn)品單位利潤，提高盈利能力，增加經(jīng)營現(xiàn)金流凈額，提升企業(yè)自身現(xiàn)金儲(chǔ)備量，提高內(nèi)部可融資額，從而降低外部融資約束的影響，提升企業(yè)經(jīng)營績效。

主要參考文獻(xiàn)：

[1]FazzariS.，G.Hubbard and B.Petersen.Financing Constraints and Corporate Investment[J].Brooking Papers of Economic Activities，1988（1）.

[2]Walid Mansour.Information asymmetry and financing constraints in GCC[J].The Journal of Economic Asymmetries，2014.11.

[3]劉志遠(yuǎn)，張西征.投資/現(xiàn)金流敏感性能反映公司融資約束嗎——基于外部融資環(huán)境的研究[J].經(jīng)濟(jì)管理，2010.32（5）.

[4]連玉君，程建.投資-現(xiàn)金流敏感性：融資約束還是代理成本[J].財(cái)經(jīng)研究，2007（2）.

[5]曾愛民，魏志華.融資約束、財(cái)務(wù)柔性與企業(yè)投資—現(xiàn)金流敏感性—理論分析及來自中國上市公司的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)[J].財(cái)經(jīng)研究，2013.39（11）.

[6]Moyen N.Investment-Cash Flow Sensitives：Constrained versus Unconstrained Firms，Journal of Finance，2004.59（5）.

[7]鞠曉生，盧荻，虞義華.融資約束、營運(yùn)資本管理與企業(yè)創(chuàng)新可持續(xù)性[J].經(jīng)濟(jì)研究，2013.48（1）.