融資約束、資本投資與公司績效
——基于公司債自然實驗的視角

李春霞

(天津財經大學經濟學院，天津 300222)

引 言

金融發(fā)展如何促進經濟增長一直是經濟學界關注的熱點話題(Levine，1997)[17]。Rajan & Zingales(1998)[24]通過對微觀企業(yè)的分析，指出金融發(fā)展可以有效促進依賴外源融資企業(yè)的成長并最終帶來宏觀經濟的增長。長期以來，我國上市公司外部融資嚴重依賴于銀行貸款，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)會施行《公司債券發(fā)行試點辦法》以來，公司債逐漸成為近些年企業(yè)融資的熱點渠道之一。2012年全年滬深兩市公司債融資額高達2488億元，2011年整年達到1291億元2。2007年公司債推出這一自然實驗所導致的融資環(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)實經濟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部融資，最終導致企業(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)一般會首先采用內部融資，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標準，以美國制造業(yè)上市公司為樣本實證得到融資約束程度與投資-現(xiàn)金流敏感性正相關。郭麗虹和馬文杰(2009)[26]針對中國上市公司進行的實證研究也支持FHP的結論。

然而，F(xiàn)HP觀點受到來自Kaplan & Zingales(1997)[14](下文簡稱KZ)和Cleary(1999)[6]等的質疑4。他們通過公司年報中各種定量和定性信息計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)金流敏感性負相關的結論。FHP和KZ實證結果之所以不同的原因主要圍繞融資約束的先驗分組標準展開(Moyen，2004；Cleary et al.，2007)[22][7]。我國學者魏鋒和劉星(2004)[31]的研究結果顯示，若采用股利支付率分組時得到與FHP一致的結論，而采用多元判別法計算融資約束指數(shù)時則得到與KZ一致的結論。

鑒于前期文獻對先驗融資約束分組指標的爭議，本文基于公司債這一自然實驗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、技術創(chuàng)新和銷售增長率等經營策略的影響，可以進一步識別融資約束和公司經營績效間的因果關系。

本文采集2002～2011年中國上市公司的數(shù)據，研究發(fā)現(xiàn)公司債的推出對公司經營業(yè)績產生了正向的影響。在公司債推出后五年的時間(2007～2011年)，高信用等級公司較之于低信用等級公司的經營績效得以顯著改善，其銷售收益率、資產收益率和凈資產收益率都有了較高的提升。我們進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率增長率都有顯著提升。

本文具有如下學術貢獻：第一，將宏觀經濟政策與微觀企業(yè)行為相結合，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)金流敏感性之間關系的文獻(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)境的變化進行研究，克服了融資約束截面指標分組分歧和融資約束度量指標可能存在的內生性問題。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”的相關文獻。第三，本文用公司微觀數(shù)據演示了金融工具創(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)展和經濟增長之間因果關系的研究(Beck & Levine，2004；沈坤榮和張成，2004；康繼軍等，2005；武志，2010)[3][30][27][33]提供了具體經濟作用機制，并為金融發(fā)展如何促進經濟增長中“分配金融資源”的理論觀點(King& Levine，1993a)[15]提供了實證支持。

機理分析與研究假說

一、前期文獻融資約束指標問題

在微觀金融領域，盡管融資約束的定義是明確的，但是對融資約束的先驗分組指標則存在著較大的爭議。國內外文獻通常從截面上進行分組，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)票據評級等指標來識別公司面臨融資約束的強弱，正如李科和徐龍炳(2011)[29]所指處的這樣處理往往具有極強的內生性問題。因為低信用評級的公司往往會因融資約束而投資不足，其融資約束程度的緩解必然會帶來投資的增加；反過來，公司投資的提高有助于擴大生產、改善公司的財務狀況，進而獲得更高的信用評級，其融資約束程度也會相應下降。因此，即便能觀察到融資約束程度與公司投資之間的關系，也很難推斷出二者之間的因果關系。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具有外生性。因此，我們認為基于公司債券自然實驗的研究能夠很好解決內生性問題。

二、研究假說

公司債的推出不僅在于拓展了融資渠道，同時也有助于債務治理效應的發(fā)揮。西方金融理論認為債務融資能夠充當信息角色和管教角色(Harris & Raviv，1991)[12]。高負債率不僅使得企業(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)陷入財務危機而破產(Aghion & Bolton，1992)[1]，這些均有助于降低經理的自利行為(Grossman & Hart，1982)[11]，最終帶來企業(yè)價值的提升(Denis & Denis，1993；McConnell &Servaes，1995)[8][20]。但是債務這種治理的作用有效發(fā)揮是建立在硬約束基礎上的。銀行貸款是我國公司債務的主要來源，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，對經理層產生較強的監(jiān)督和約束作用，一方面，公司還本付息的壓力會激勵管理層努力工作，會減少自由現(xiàn)金流所導致的過度投資行為；另一方面，公司債券的發(fā)行面向公眾，投資者會基于利益最大化的目的選擇其投資行為，這樣會對發(fā)債公司的治理結構提出更高的要求。總之，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營績效。

《公司債券發(fā)行試點辦法》要求對公司進行信用評級，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營績效影響是最大的。鑒于此，提出假設1進行檢驗。

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

為分析公司債推出后高信用等級公司業(yè)績增長較快的經濟作用機制。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]認為，面臨融資約束程度較高的公司，其投資會嚴重依賴于內部的經營現(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)金流敏感性應該會有所下降。

此外，李科和徐龍炳(2011)[29]實證得到短期融資券的推出提高了公司的負債能力，進而促進了公司業(yè)績增長。我們認為良好投資項目的選擇是企業(yè)持續(xù)成長的關鍵，公司的投資行為是公司成長的主要動因和未來現(xiàn)金流增長的重要基礎。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，本文認為，高信用等級公司在公司債推出后其經營績效有所增長，關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、技術創(chuàng)新和開展營銷策略的所需資金有了保障。

鑒于此，提出以下假設進行檢驗。

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。

研究設計

一、數(shù)據來源和篩選

我們主要采集了2002～2011年A股上市公司作為研究樣本，關于公司債發(fā)行狀況的數(shù)據來自Wind，其他數(shù)據來自CSMAR。我們遵循以下原則對樣本進行篩選：(1)考慮到金融行業(yè)不屬于實體經濟，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%水平進行了縮尾處理。

二、信用等級的計算

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，我國學者李科和徐龍炳(2011)[29]、吳育輝等(2009)[32]認為張玲和曾維火(2004)[35]根據中國資本市場數(shù)據回歸得到的Altman-Z值能較好地預測公司的信用等級6。因此，我們根據張玲和曾維火(2004)[35]的方法計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1進行檢驗。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2進行檢驗。同時借鑒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3進行驗證。

其中，Growth用銷售收益率(ROS)、總資產收益率(ROA)、凈資產收益率(ROE)作為代理變量。解釋變量After是時間效應，2007年及以后取1，否則為0；Credit_h為政策效應，高信用等級公司取1，否則為0；交互項系數(shù)a1用來衡量公司債推出對高信用等級公司經營績效的影響程度。μi表示公司個體效應，νt表示年度時間效應。模型(1)控制變量包括公司規(guī)模、資產負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)模和資產負債率。表1匯報了模型中所需變量的具體計算方式。

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

四、樣本描述

表2是對主要變量進行描述性統(tǒng)計的結果。我們除了匯報總樣本，而且按信用等級分組對核心變量的均值和中位數(shù)進行了匯報。高信用等級組由Altman_Z值前33.3%分位數(shù)的公司構成，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%。公司經營狀況方面，資本投資占資產總額比例的均值為7.7%，年銷售增長率為18.5%，全要素生產率的增長率為12.7%。按信用等級分組后，高信用等級公司的經營績效、投資水平和其他經營狀況均要顯著優(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增長率分別高達為24.5%、13.2%，而低信用等級公司的相應指標分別為15.6%、12.5%。

實證結果與分析

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(銷售收益率和資產收益率)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方法實證考察公司債推出后高信用等級組的經營績效是否有所增長。關于公司業(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、資產負債率、上期的投資支出進行了控制。由于所選樣本是面板數(shù)據，故我們下文所匯報為雙固定效應模型(FE)的回歸結果，即對公司的個體和年度效應進行了控制。Bertrand等(2004)[4]指出DID在實際應用中存在著嚴重的序列相關問題，可以通過對公司聚類處理來解決這一問題。因此，表3模型的標準誤均在公司層面進行了聚類處理。

表3第(1)-(3)列，After和Credit_h的交互項系數(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1得到驗證。回歸結果同時顯示，滯后一期的投資支出與公司業(yè)績正相關，可以說明，公司的投資水平確實有助于未來公司業(yè)績的增長，下文我們將專門針對公司的資本投資進行深入分析。

此外，貸款利率的市場化改革過程，可能會對我國企業(yè)的融資和投資行為產生影響。2004年10月我國放開貸款利率的管制上限，可能會影響到微觀企業(yè)的資本配置能力，進而影響到公司業(yè)績(應千偉等，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進一步檢驗了我們結果的穩(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影響我們第(1)-(3)列的回歸結果，這是由于我們前三列的雙固定效應模型對年度效應的控制，已經控制了外部宏觀經濟影響的沖擊。

二、公司債推出對資本投資等經營策略的影響

前文研究結果顯示公司債推出提升了高信用等級公司的經營績效，我們這部分來探究其背后的經濟作用機制。我們擬從兩方面進行研究：一方面研究高信用等級公司的融資約束是否確實得以改善；另一方面，研究公司的經營策略問題，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、銷售增長率和技術進步率。

表4第(1)列主要對高信用等級公司樣本進行了實證分析，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交互項的系數(shù)顯著為負，說明公司債推出后高信用等級組投資水平對內部現(xiàn)金流的依賴降低，即緩解了其所面臨的融資約束問題，驗證了假設2。這也從側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)金流敏感性正相關的結果。同時與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”的實證結果相一致。

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行了分析。結果顯示，高信用等級公司由于融資約束的緩解，會顯著提高其資本投資規(guī)模，假設3得以驗證。此外，我們同時考察了公司債推出對高信用等級公司銷售增長率和技術進步率的影響效應，發(fā)現(xiàn)SGR和ΔTFP分別提高了10.8%、1.6%。其中，對技術進步率的計算采用生產函數(shù)y=kαx進行估算7(King &Levine，1993b；Mclean et al.，2012)[16][21]。

綜上，我們認為高信用等級公司經營績效的提升，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，增強了公司在資本投資、技術創(chuàng)新和銷售水平等方面的經營能力。

三、穩(wěn)健性檢驗

關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效率較高或治理機制較為完善等因素，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)方法進行了穩(wěn)健性檢驗。

根據公司是否“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)行的多個特征(公司規(guī)模、資產負債率、信用等級評分和行業(yè))9濃縮成一個指標，即傾向得分值。恰當?shù)钠ヅ湫枰獫M足平衡假設，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匹配平衡性檢驗顯示，發(fā)行組和對照組在匹配之后各匹配變量的標準偏差的絕對值均小于5%，并且t檢驗是不顯著的，這表明本文的匹配變量和匹配方法是恰當?shù)模烙嫿Y果也是可靠的。

為直觀期見，圖2a和圖2b分別匯報了使用最近鄰匹配法時，“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，因為分析時將所有未發(fā)行過公司債券的樣本均作為了“對照組”，這時比較分析得到的結果可能是有偏的。然而，當我們根據傾向得分選擇合適的公司(即夠條件發(fā)行公司債，但現(xiàn)實中又沒有發(fā)行公司債的公司)作為“對照組”時，再將其與“ 發(fā)行組”進行比較，此時這兩組的密度函數(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匹配前后的密度函數(shù)圖。

我們計算出傾向得分值后，2007～2011年間126家發(fā)行過公司債的上市公司進行配對后的比較結果如表6所示。為保證穩(wěn)健性，我們同時匯報了采用最近鄰匹配、半徑匹配和核匹配法進行配對的結果。匹配前，“發(fā)行組”的銷售收益率ROS要遠遠高于“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)計上存在顯著差異。即可以認為，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，而且會降低資本市場上的資金競爭程度，進而間接降低與其實力相當?shù)钠髽I(yè)或者其他企業(yè)的融資約束問題。可以說，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)，根據表6的數(shù)據我們觀察到的是信貸市場所有企業(yè)債務融資動態(tài)競爭的最終結果。事實上，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)之間經業(yè)績差異的直接作用會比我們表6觀測到的更大。

研究結論

本文以2002～2011年中國上市公司微觀面板數(shù)據為研究樣本，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)金流敏感性關系時企業(yè)融資約束指標截面分組所存在的爭議。此外，該結論同時肯定了金融發(fā)展與經濟增長之間的因果關系，解決了單從宏觀層面進行研究時二者之間可能存在的內生性問題。因為公司債這一金融工具創(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、技術創(chuàng)新和營銷能力大大增強，最終直接促成了高信用等級公司的業(yè)績增長。同時資本市場資金競爭程度的降低，某種程度上會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)展確實促進了經濟增長，明確了二者之間的因果關系。

本文實證發(fā)現(xiàn)，公司債的推出對公司業(yè)績產生了顯著正向的影響。較之于低信用等級公司，高信用公司的經營績效增長得更快，其銷售收益率增長了2.4%，總資產收益率提升了2.3%，凈資產收益率提高了4.4%。我們進一步實證研究了公司債金融工具創(chuàng)新促進高信用等級公司業(yè)績增長的作用機制。結果顯示，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、銷售能力及技術進步產生了顯著正向影響，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)方法進行的穩(wěn)健性檢驗也支持以上結論。

前期文獻關于融資約束和投資-現(xiàn)金流敏感性關系的研究，結論分歧的根源在于對融資約束先驗指標的選擇問題。本文研究基于公司債的推出這一自然實驗，從公司債這一金融工具創(chuàng)新入手，來解決我國財務領域的這一難題，體現(xiàn)了新的研究視角和思路；本文同時試圖揭示金融發(fā)展對經濟增長的影響方式及內在機理，可以深化我國宏觀領域關于這一問題的研究。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。我們未來可能根據小公募公司債的發(fā)行情況，分析這一新政策對公司經營業(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)債券管理條例》明確規(guī)定，企業(yè)債券只能由中央政府部門附屬機構、國有獨資企業(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)行試點辦法》規(guī)定所有有限責任公司和股份有限公司只要符合《證券法》的有關條件即可發(fā)行公司債。

2.數(shù)據來自Wind數(shù)據庫。

3.股利支付率越高意味著公司內部資金越充裕或外部融資難度較低，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)認為FHP根據股利支付率分組可能存在單一指標分組的偏誤，故根據公司的增長情況、年報信息、公司公告、債權條款等信息構造綜合指數(shù)對樣本分組，檢驗這一綜合指數(shù)和投資-現(xiàn)金流敏感性之間的關系。

5.同時考察了銷售增長率和技術進步率。

6.計算方法如下：Z=-8.751+6.3X1+0.761X6+1.295X21+0.412X23+0.015X24+0.105X31-21.164X32，X1是凈資產利潤率，X6是每股經營現(xiàn)金流，X21是固定總資產的對數(shù)，X23是主營業(yè)務收入增長率，X24是留成利潤比例，X31是流通股市值負債比，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為全要素生產率的增長率，即技術進步率。

8.logit模型的判定效果，一般利用兩個指標來進行判斷：一是logit分析中廣泛運用的Pseudo-R2，另一個是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，AUC大于0.8就可以認為構建方程的指標較好。我們模型得到的Pseudo-R2為0.23，AUC為0.844。

9.設定行業(yè)虛擬變量，制造業(yè)取1，其他取0。