金融發展、融資約束與農業上市公司投資

賈興梅

摘 要：為更好地分析金融發展與經濟增長的因果關系，探討金融發展促進經濟增長的微觀機理，運用2004—2010年41家中國農業上市公司的數據，選取287個公司年有效數據，采用動態系統GMM估計方法，研究金融發展對微觀企業融資約束的影響，進而分析對農業上市公司投資的影響。結果顯示：中國農業上市公司普遍存在融資約束問題，金融發展水平的提高有利于減少企業對內部現金流的依賴，緩解企業的融資約束，減輕企業的融資壓力，進而促進公司投資行為，推動經濟發展。這一結論不僅為中國金融發展促進經濟增長的微觀機理提供了經驗支持，也對宏觀金融發展與微觀企業投資之間的關系進行了更深入的挖掘。

關鍵詞：金融發展；融資約束；農業上市公司；公司投資

一、引言

金融發展能否促進經濟增長，有些學者認為金融發展不是經濟增長的原因，對經濟增長的促進作用非常有限，甚至是可以忽略的[1][2]，但有些學者強調金融發展對促進經濟增長有積極作用[3][4]。從宏觀角度研究金融發展與經濟增長的關系仍未得出確定的結論，金融發展與經濟增長可能共同被一個遺漏的變量影響，因此確定金融發展與經濟增長之間因果關系的更為有效的辦法是研究金融發展促進經濟增長的微觀機理[5]，從微觀角度，研究金融發展對微觀經濟實體各個企業投資的影響。

20世紀末期至21世紀初期，開始出現利用公司層面的微觀數據，研究金融發展與經濟增長的微觀機制。一個較為復雜的研究主題是金融發展是否有利于緩解公司融資約束，提高外部融資能力，促進公司投資支出水平進而促進總體經濟增長。

大多數的研究是基于跨國數據研究金融發展對一國依賴外部融資的行業成長性的影響，結果表明在金融市場比較發達的國家里，金融發展能降低企業的外部融資成本，從而促進企業更好地成長[6]。Love（2003） 利用36個國家的跨國數據實證研究發現，金融發展能夠提高公司外部融資能力，降低公司投資對內部現金流的依賴程度，且這種作用對金融發展水平較低的國家的融資對公司的約束尤為顯著。Islam and Mozumdar（2007） 利用31個國家1987-1997 年的跨國數據對金融發展與內部資金流的作用進行研究發現，金融發展與投資現金流敏感性存在顯著的負相關關系。最近幾年，一些研究開始轉入對發展中國家的研究，大多數研究認為金融發展能夠降低企業對內部現金流的依賴，緩解外部融資約束程度[7][8][9]。

國內也開始對其進行研究，李斌和江偉（2006）從金融發展與融資約束、企業增長、企業規模的角度研究金融發展對上市公司融資約束進而對公司成長的影響，認為金融發展與融資約束負相關，與企業成長與企業規模正相關[10]。饒華春（2009）利用2003-2007年中國上市公司的數據，采用動態面板GMM估計方法，研究中國金融發展對企業融資約束的影響認為：中國上市公司普遍存在融資約束，民營上市公司較國有上市公司更為嚴重，金融發展有助于降低企業的融資約束水平，民營上市公司的融資約束較國有上市公司得到更加明顯的緩解；金融中介的發展在緩解企業融資約束中的作用遠比股票市場發展的作用大[11]。沈紅波等（2010）對2001—2006年中國制造業上市公司進行研究認為，我國上市公司投資和現金流高度敏感，存在著明顯的融資約束現象；金融發展顯著地緩解了企業的融資約束，金融發展程度比較高的地區上市公司融資約束顯著低于金融發展較弱的地區；國有上市公司受到的融資約束比民營上市公司小，但隨著金融發展水平的提高，民營上市公司的融資約束較國有上市公司得到更加明顯的緩解[12]。況學文（2011）利用我國上市公司財務數據和各地區金融發展指數，從投資-現金流敏感性的視角，實證考察金融發展和市場化進程對公司外部融資約束的緩解效應發現，金融發展和市場化程度能夠顯著降低融資約束公司的投資-現金流敏感性，緩解其外部融資約束程度[13]。

大量研究表明，同發達國家相比較，發展中國家面臨更為嚴重的外部融資約束，而中國作為發展中國家的代表，金融市場正處于一個從不成熟向成熟的轉變過程，從不發達向發達的發展過程，金融發展對公司融資約束的影響更為重要，然而目前研究金融發展對公司外部融資約束的影響主要集中于西方較為發達的國家，而對發展中國家的關注相對較少，對中國的關注更少。大多數的研究都是以全部上市公司或者是制造業上市公司為研究對象，而對發展相對弱勢的農業上市公司關注較少?；谶@種考慮，本文利用中國農業上市公司2004—2010年的數據，選取287個公司年有效數據，從公司投資-現金流敏感性的視角，實證考察金融發展對農業上市公司融資約束的影響，進而對公司投資的影響，為金融發展與經濟增長的微觀機理提供經驗支持。

二、理論分析與研究設計

（一）理論分析

資本市場的不完美，使得外部融資成本高于內部融資成本，企業的外部融資行為將受到約束。由于信息不對稱等問題的存在，使得交易成本、信息成本產生，提高了企業的融資成本，企業的投資一定程度上依賴內部現金流。 內部和外部融資成本差異越大，融資約束的效應越強，企業的投資對現金流的依賴性就越明顯，企業的投資和現金流之間的相關性越強。

金融發展通過金融資源擴大、產品增多等方式，為投資者提供大量流動性強、安全性高、收益穩定的金融工具，減少交易成本，進而擴大企業的融資渠道，金融中介機構在金融發展中產生規模效應，通過貸款的分散化等途徑降低信用風險，提高了儲蓄-投資的轉化效率；金融發展有助于有效降低或者克服金融市場存在的信息不對稱問題，通過對投資企業和項目進行評估，甄別好的投資項目，為有成長性的企業提供資金，促進企業投資和技術創新，減少信貸分配的扭曲，改善信貸分配的效率，提高資金的分配效率。

基于以上的理論分析，提出以下的研究假設：

金融發展有利于降低投資對內部現金流的依賴，緩解了融資約束，減輕企業的融資壓力，進而促進中國農業上市公司投資。

（二）變量選取

在研究融資約束的文獻中，對不可觀察的融資約束指標的度量是分析融資約束的一個重點也是一個難點，Fazzari，Hubbard and Petersen（FHP，1988） 將投資對現金流的敏感性作為資本市場上融資約束所導致的投資不足的證據。以后較多的文獻也采用現金流和投資行為的關系來衡量融資約束對公司投資的影響得到了與FHP（1988）類似的結論[14][15]。 企業的融資約束與內部現金流存在著密不可分的關系，融資約束的效應越強，企業的投資對現金的依賴性越強，本文融資約束指標選取時，仍采用這一方法。

關于金融發展指標的選取，Goldsmith（1969）提出金融相關率的概念，來衡量金融發展的程度，采用全部金融資產與全部實物資產比。 King and Levine（1993）利用三個指標：一是反映金融系統的相對規模的金融中介的流動負債，采用廣義貨幣M3 或M2占GDP的百分比來衡量；二是反映金融系統的結構和風險控制能力的商業銀行和中央銀行在總的信用余額中所占的相對份額；三是反映金融系統的效率的銀行系統向私人和公共系統的信貸數量。Murinde， V. （1994）運用信貸、股票市場、債券市場發展指標來綜合衡量金融市場發展的水平。Odedokun，M. O. （ 1996）運用貨幣存量對GDP比率（M2/GDP） 來衡量銀行體系對帳單的負債方對經濟增長的效率（資金來源的效率），并且運用信貸存量對GDP比率來衡量銀行體系對帳單的資產方對經濟增長的效率（資金運用的效率）作為金融發展的指標。溫濤等（2005）運用貨幣存量占GDP的比率、信貸存量占GDP的比率、股票和證券的市值占GDP的比率衡量中國金融發展水平。綜合相關研究與中國金融發展的實際情況，本文采取了貨幣化程度（M2/GDP）、信貸存量對GDP 比率（金融機構信貸比率），以及股票市值與GDP的比率 （經濟證券化比率）作為衡量中國金融發展水平的指標，分別用FM、FI 和FS 表示。

（三）模型選擇

研究融資約束對公司投資的模型中，歐拉方程投資模型是發展較為成熟的一種模型，由Abel（1980）最早提出，描述公司最優的投資行為，Bond and Meghir（1994）對其模型進一步改進，提出基于價值最大化，資本存量取決于前期資本量、折舊以及投資的歐拉方程模型，這一模型避免了托賓Q值的計算，同時控制未來預期收益對投資支出的影響，在文獻中被大量應用[16]。Laeven（2003）把利潤方程和成本調整函數引入該模型[17]，最終得到如下模型：

企業投資與現金流之間的敏感度不一定表示由信息不對稱導致的融資約束問題，而可能表示由代理問題導致的企業過度投資問題。為了確定企業投資與現金流之間的敏感度到底是表示融資約束問題還是過度投資問題，采用以現金流比率（IF ） 和無形資產投資與固定資產投資的比重（XG）的交乘項進行區分。由于企業的無形資產投資相對固定資產投資來說更容易產生信息不對稱問題，而固定資產投資相對無形資產投資來說更容易產生過度投資問題 （Hubbard，1997），因此如果現金流比率（IF ） 和無形資產投資與固定資產投資的比重（XG）的交乘項的系數為正值且顯著，則意味著企業投資與現金流之間的敏感度表示融資約束問題，而如果現金流比率（IF）和無形資產投資與固定資產投資的比重（XG）的交乘項的系數為負值且顯著，則意味著企業投資與現金流之間的敏感度表示過度投資問題。模型轉化為：

IK表示為固定資產凈額、在建工程凈額和無形資產凈額之和與總資產的比率，反映公司的投資支出水平；IF表示為經營性現金流量凈額與總資產的比率，表現為現金流比率，衡量融資約束的指標；YK表示銷售收入即主營業務收入與總資產的比率，反映企業的經營狀況； XG為無形資產凈額與固定資產凈額之比，反映企業投資與現金流之間的敏感度是否是過度投資問題引起。 FM為貨幣化程度、FI為金融機構信貸比、FS為經濟證券化率，用來衡量金融發展水平。

當β4顯著為正值，說明企業的投資與現金流的敏感度表示為融資約束問題，融資約束的大小主要體現在β4的系數上，假如β4顯著為正，說明企業投資與內部現金流為顯著正相關關系，企業的投資依賴于內部現金流，企業受到了外部融資約束的影響。β5、β6、β7分別用來衡量貨幣化程度、金融機構信貸比以及經濟證券化率對融資約束的影響，如果β5、β6、β7顯著為負，則說明金融發展有利于減少企業投資對內部現金流的依賴，能夠緩解企業的融資約束。

三、實證分析與討論

（一）樣本選擇

本文選擇中國農業上市公司2004—2010年的數據作為樣本對公司投資行為進行研究，主要是基于以下幾點：大多數的研究采取跨國數據，對發達國家的金融發展與公司融資約束進行研究，或者是以全部上市公司，或者是制造業上市公司為樣本進行研究，而對數量相對較少的中國農業上市公司關注較少；而農業上市公司作為農業經濟發展的重要投資者，對農業經濟發展具有舉足輕重的作用，對農業科技進步、產業結構升級以及農村經濟發展都具有重要的促進作用。由于中國農業上市公司數量相對較少，大多數的農業上市公司是在2000年之后上市，因此數據選擇在2004—2010年。

依據中國證監會制定頒布的《上市公司行業分類指引》，將農業類上市公司定義為廣義范疇，包括農林牧漁業，并選取2004—2010年上交所與深交所全部 A股農業類上市公司為研究對象，由于農業類上市公司樣本數目過少，本文選取了7年的數據，盡可能保證檢驗結果的可靠性。同時對初始樣本進行了篩選，剔除2004年之后上市的公司、ST異常的上市企業以及部分會計數據缺失的上市公司，經過處理篩選，最終選定中國農業上市公司41家作為樣本。

（二）描述性統計分析

有關金融發展的貨幣化程度、金融機構信貸比率、經濟證券化率的數據來源于2005—2011年的《中國統計年鑒》和《中國金融年鑒》，其他數據來源于深圳國泰安信息技術有限公司（GTA）的中國股票市場財務研究數據庫（CSMAR）。

因變量公司投資支出（I/K）的均值0.44略大于中位數0.42，說明大部分公司的投資支出分布在0.42之上，并且最大值1.09與最小值0.12之間的振幅較大，標準差為0.18，說明公司投資存在著多樣性、差異性，不確定性；現金流比率（IF）的均值與中位數較為接近，但最大值與最小值之間的變化較大，標準差較大，說明融資約束存在著較大的差距及波動性；銷售收入總資產比率（S/K）的均值均大于中位數，且最大值與最小值之間的差距較大，說明公司的銷售收入變化較大；對于金融發展變量，FM、FI、FS的均值均大于中位數，貨幣化程度FM、金融機構信貸比FI的標準差較小，而經濟證券化比率的波動性較大。

（三）金融發展、融資約束與公司投資的實證分析

為檢驗金融發展是否能夠減輕公司的融資約束，進而影響公司投資，運用面板數據分析和系統GMM估計方法。

模型中因含有因變量的滯后項作為解釋變量，導致解釋變量具有內生性問題，應用面板數據的固定效應或者隨機效應對模型進行估計，得到的參數估計值將是一個有偏的、非一致的估計量。為準確估計模型，本文將采用系統GMM（Arellano and Bond，1991）方法進行檢驗，其一般形式如下：

yit=αyit-1+βxit+εit （水平方程）

Δyit=αΔyit-1+βΔxit+Δεit（差分方程）

用因變量的滯后水平值作為一階差分方程的工具變量，因變量的滯后差分作為水平方程的工具變量，差分動態GMM僅估計差分方程，存在較大的有限樣本偏誤和相對較低的估計精度。系統GMM在差分動態GMM的基礎上，引入水平方程，極大改善了差分動態GMM的估計效果（Blundell，2000；Roodman，2006）。

運用系統GMM，對模型結果估計結果。

從表2能夠看出：在模型1、模型2、模型3中現金流和無形資產投資與固定資產投資的比重交叉項的系數β4為正值，并且在5%的顯著水平上顯著，β4的系數為正值，說明企業的投資與現金流之間的敏感性不是由過度投資問題引起，而是由融資約束所引起。模型1、模型2中IFt-1的系數顯著為正值，但模型3中IFt-1的系數為0.04，遠小于模型1、2的系數，說明金融發展的三個指標對現金流的影響程度不同。模型1 中IFt-1前的系數β4在5%的顯著水平上顯著為正，與模型1中的系數變化不是很大，貨幣化程度發展的條件下，企業仍然存在融資約束現象，現金流與企業的投資存在正相關關系。模型2 中IFt-1前的系數在10%的顯著水平上顯著為正值，與模型2中的系數相比變化更小，受金融機構信貸比影響的條件下，現金流與企業的投資存在正相關關系。模型3中IFt-1前的系數在1%的顯著水平上顯著為正值，但在模型3中的系數為正值但不顯著，經濟證券化率對現金流的影響相比貨幣化程度、金融機構信貸比要低?？梢缘贸觯袊r業上市公司普遍存在融資約束，并且公司投資的大小與現金流的多少存在正相關關系，投資對內部現金流具有依賴性。

金融發展對融資約束的影響，從模型1中能夠看出，貨幣化程度與融資約束的交叉項系數β5小于零，并且在5%的顯著水平上顯著，因此貨幣化程度在一定程度上能夠緩解公司的融資約束。金融機構信貸比與融資約束的交叉項系數β6小于零，并且在10%的顯著水平上顯著，金融機構信貸比一定程度上也緩解了公司的融資約束。經濟證券化率與融資約束的交叉項系數β7小于零，但不顯著，經濟證券化率對公司融資約束的影響不大，β5、β6、β7相比，β5、β6的值遠大于的值β7的值。因此，貨幣化程度、金融機構的信貸比、經濟證券化率有利于減輕企業的融資約束問題，貨幣化程度和金融機構的信貸比在緩解融資約束中的作用大于經濟證券化率。整體看，金融發展緩解了農業上市公司對企業內部現金流的依賴，減輕了融資約束問題，促進了公司投資。

四、結論與政策含義

本文以2004—2010年中國農業上市公司為研究對象，采用面板數據和系統GMM估計方法，探討宏觀金融發展對微觀企業融資約束的影響，進而對公司投資的影響，為金融發展與經濟增長的微觀機理提供經驗支持。本文的實證研究得出以下結論：

中國農業上市公司普遍存在著融資約束現象，只是融資約束的程度有所不同，公司的投資受內部現金流的影響較大，投資與內部現金流之間存在顯著正相關關系，投資對內部現金流的依賴越強，所受融資約束越大。但由于內外部融資成本的差別，使得農業上市公司更加愿意依賴內部現金流。

金融發展有利于緩解企業的融資約束程度，貨幣化程度和金融機構的信貸比對農業上市公司融資約束的影響較為顯著，經濟證券化率的影響較小，金融發展水平的提高通過減少企業投資對內部現金流的依賴，為企業提供更多的資金支持，通過減少投融資雙方的信息成本、交易成本，使企業能夠更好地把握投資機會擴大再生產，進而改變企業的融資狀況，促使企業投資的改變，進而促進宏觀經濟增長。

上述結論具有豐富的政策意義：

金融市場的發展在一定程度上能夠降低信息不對稱和道德風險問題，降低企業的融資成本，能夠減輕企業融資難的問題，而不發達的金融市場更容易存在融資約束的問題。我國屬于經濟轉型期的國家，金融市場體系不夠發達，農業上市公司的融資約束問題普遍存在，融資需求與供給之間的矛盾影響到企業的投資行為。資本市場發展減輕企業外部融資的難度，可以通過建立多層次資本市場，進一步深化金融機構的改革，推進金融機構的市場化發展，改善金融體系的內部構成以滿足經濟的增長。

現金流能夠有效緩解內部融資約束，農業上市公司更愿意依靠提高自身的盈利能力，減少對外部融資的依賴，增加內部融資。內部融資不能滿足資金需要時，不得不依賴外部融資，由于外部融資的成本高于內部融資的成本，從而影響公司的投資行為。金融發展在一定程度上能夠減輕公司的融資約束，應加大對農業上市公司的資金支持力度，使金融資源不斷豐富，金融結構不斷優化；要建立現代銀行制度，提高信息質量，降低信息的不對稱性，使農業上市公司能夠滿足資金的需求，讓資金更好地按照效率分配，提高社會的經濟效益；同時還要提高企業的管理者的素質，完善上市公司的治理結構，提高證券監管部門的監管力度，避免企業獲得大量資金而產生過度投資問題，導致代理沖突。在我國特殊的轉軌經濟背景和投融資體制下，應減弱農業上市公司的融資約束，增強企業的投資信心以穩定市場預期，使其更好更快地促進經濟發展。

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責任編輯：吳錦丹