融資約束、客戶關系與公司現金持有

史金艷，秦基超

（大連理工大學 管理與經濟學部，遼寧 大連 116024）

自20世紀80年代以來，美國、英國等世界主要國家的非金融公司現金持有水平持續增長。中金公司公布的研究數據顯示，1990～2014 年美國公司持有的現金從0.3 萬億美元上升到1.9 萬億美元，現金占總資產比重從3.5%上升到5.6%。金融危機后，公司現金占比上升的趨勢更加明顯，德勤（Deloitte）的研究數據顯示，2014年第三季度，全球最大的非金融公司已積累了3.5萬億現金儲備。其中，美國各公司持有近50%的現金儲備，日本、法國和英國公司持有比例分別為13%、7%和6%。與此同時，我國公司也偏好持有高額現金。根據wind咨訊的統計數據，中國上市公司的現金持有比率均值在1990～2012年從5.35%增至23.30%，其中滬市上市公司2007～2012 年的平均持現水平高達28.73%，這一數值顯著高于英國、日本等國的平均現金持有水平。

現有研究成果表明，由融資約束導致的預防性動機增加是公司現金持有水平顯著高于以往的重要原因[1]。即在不完美的資本市場中，公司由于外部融資成本顯著高于內部資金成本，公司會基于預防性動機持有更多的現金儲備以降低外部融資成本。有文獻指出，隨著公司與客戶間關系交易的增加，供應商會出于承諾性動機和預防性動機而持有更多現金[2]。在現實資本市場中，客戶關系影響公司現金持有的直接路徑是商業信貸渠道，即公司在與客戶業務往來中，客戶通過向供應商提供預付款或對應付賬款的占用直接影響公司的現金持有。其次是客戶在與公司的日常交往中能以遠低于外部人的成本收集到公司的庫存周轉率、庫存水平與質量、定價等信息，良好的客戶關系可以向銀行、投資者等外部人傳遞信息，更易于通過銀行貸款和股權融資等方式獲得資金。因此，客戶關系必然會通過融資約束影響公司現金持有。然而，現有文獻單純檢驗了客戶關系對公司現金持有的影響，沒有構建起客戶關系如何通過融資約束進而影響其現金持有水平的理論框架，也沒有闡明客戶關系影響公司現金持有的具體路徑。

1 文獻回顧

實際上，有關上市公司現金持有問題的研究一直是公司金融領域的重要研究內容。自Modigliani等提出資本結構無關論以來，學者們在逐步放寬該理論假設的基礎上，對公司現金持有的動機及經濟后果進行了分析，并實證檢驗了公司財務特征[3-5]、董事會特征[6-7]、控股股東的侵占行為[8-11]以及機構投資者持股[12]等微觀因素對公司現金持有水平的影響。也有文獻將研究的視野從企業微觀層面拓展至宏觀層面，給出政治沖擊[13-16]、貨幣政策[14，17]等因素對公司現金持有的影響。

隨著供應鏈管理模式的推廣和應用，“供應鏈”概念被引入到現代財務理論中[18]，供應鏈關系在公司財務決策中的作用愈顯重要。特別地，隨著市場態勢由賣方市場轉為買方市場，供應鏈中上游企業對下游客戶的依賴遠高于后者對前者的依賴，供應鏈權力向下游轉移，客戶關系對公司現金持有的影響愈顯重要。近年來，有文獻開始關注客戶關系對公司現金持有的影響。Itzkowitz[19]提出專用性資產使上下游企業受公司申請破產的影響十分顯著，公司為了對沖供應鏈關系中的風險，會持有額外的流動資產。隨著公司對客戶依賴性的加大，其持有流動資產的比例會增加。處于穩定的客戶關系中的公司，傾向于持有更多的營運資金，供應商與主要客戶的關系強度與其現金持有量正相關。Bea等[20]提供了企業專用性資產和企業的現金持有相關的經驗證據，并從企業現金持有的預防性動機的角度給出理論解釋。國內學者也發現，企業與主要客戶的關系越密切，企業所持營運資金水平越高[21-24]。鮑群等[2]檢驗了企業關鍵客戶的關系交易程度對供應商財務柔性儲備動機的影響效應，發現隨著企業關系交易的增加，供應商也會出于承諾性動機和預防性動機而持有更多現金。

現有研究雖然提供了客戶關系對公司現金持有影響的經驗證據，但對于其影響機理，僅僅考察了公司與客戶之間的專用性資產投資和關系型交易對公司增加現金持有的預防性動機和承諾性動機有增強作用，但是，這顯然不能驗證客戶關系影響公司現金持有的機理和具體路徑。在現實資本市場中，客戶關系可能通過商業信貸、銀行貸款和股權融資等渠道直接或間接影響公司的現金持有。

本文基于融資約束理論，以客戶關系集中度和客戶關系波動性衡量公司的客戶關系，以2001～2014年我國A 股制造業公司為研究樣本，發現客戶關系集中度和客戶關系波動性不僅對公司現金持有水平有正向影響，而且，這一正向影響在面臨融資約束的公司中更加明顯。為了進一步確定客戶關系集中度和客戶關系波動性是否通過融資約束影響公司的現金持有，本文借鑒Fazzari等[25]的研究方法，在控制了其他影響因素的情況下，發現客戶關系集中度和客戶關系波動性都是通過增加公司的投資-現金流敏感性來影響公司的現金持有水平，并識別出我國現階段其具體影響路徑是商業信貸和銀行貸款渠道，不存在股權融資渠道。

2 理論分析與假設提出

公司的經營模式和經營環境所導致的風險是公司融資成本的決定性因素。監管機構、研究人員和從業者在評估公司當前和未來現金流風險時，都認為公司的客戶關系集中度是重要的影響因素。中國證券監督管理委員會公告[2012]22號文件要求自2013 年1 月1 日起公司公布主要客戶的信息。對于供應商公司而言，其銷售收入主要依賴于一個或幾個主要客戶是有風險的，原因在于：①一旦主要客戶陷入財務困境，宣告破產，或者轉向其他的供應商，都會使得供應商公司面臨著失去大量未來銷售額的風險。Kolay等[26]及Hertzel等[27]的研究證實了這一理論，他們認為主要客戶宣布破產會給供應商股價帶來負面影響。此外，客戶關系集中度還增加了公司從銀行獲取貸款的難度。因為客戶關系集中度越高的公司出現貸款違約的可能性更大，所以，銀行對這類公司的貸款契約設置了更加嚴格的限制性條款、更短的貸款期限和更高的貸款利息[23]。②如果客戶公司破產不能收回應收賬款，供應商面臨失去預期現金流的風險。由于供應商會提供給主要客戶更多的商業信用，當主要客戶發布破產公告時，供應商會經歷更大的股票收益負向波動[27-28]。為防止此類風險，客戶關系集中度高的公司一般會持有更多現金[19]。

類似地，客戶關系波動性越高的公司，其面臨風險也越高。如果客戶的波動性越高，客戶喪失將導致關系專用性投資的價值貶損，專用性程度越高，其被重新配置于其他用途時需要耗費的成本越多、價值損失越大[29]，給公司帶來高額的轉換成本，導致現金流風險和財務困境風險[28]。此外，由于客戶能夠獲取公司的私有信息，還可以發揮信號傳遞和監督職能。客戶關系波動性強的公司面臨的風險越大，會通過信號傳遞作用使得其銀行融資成本增加，進而使其融資更加困難，公司面臨破產倒閉的風險更大。因此，客戶關系波動性強的公司會持有更多的現金來預防潛在的風險。據此，提出假設：

H1其他條件相同時，公司客戶關系集中度越高，其持有現金水平越高；公司客戶關系波動性越高，其持有現金水平越高。

本文認為，客戶關系集中度以及客戶關系波動性會通過如下路徑作用于公司的融資約束，使得公司持有現金的動機增強：①商業信用渠道。客戶關系集中度越高的公司，其客戶的議價能力越強，此時，前者將提出對自己更有利的付款條件[30]，例如客戶會要求減少預付款甚至拒付預付款、延長還款期，增加信用額度等，使得公司融資約束加劇；由于客戶對供應商的產品質量和公司聲譽缺乏了解，客戶關系波動性高的公司通過信號渠道傳遞其可能面臨著不良的經營狀況，客戶考慮到若商家倒閉，預付款可能無法收回，并且延遲提交貨款給公司能夠讓公司保證產品質量。這些行為使得公司獲得的預付款數量減少，同時應收賬款數量增加。②銀行貸款渠道。客戶惡化的財務狀況將拖累公司，存在大客戶的公司更可能出現貸款違約和失敗，銀行會對這類公司的貸款契約設置更為嚴苛的條款[31]；同時，銀行考慮到客戶關系波動性大的公司可能經營不善，也可能是其所處行業不景氣，或者是由于行業內的客戶公司頻繁倒閉，所以，銀行從風險角度考慮可能會增加其融資成本。③股權融資渠道。一旦主要客戶破產，公司將因為無法收回巨額的應收款項而面臨預期現金流的損失風險，所以，主要客戶的破產公告給公司股票價格帶來了顯著的負面影響[26]；客戶關系波動性高的公司，給投資者發出其經營不善的信號，或者其所處行業不景氣的可能性越高，這些都會讓投資者對其股價做出下行的預期。

綜上所述，客戶關系集中度以及客戶關系波動性可能通過商業信貸、銀行貸款和股權融資等渠道作用于公司的融資約束，使得存在融資約束的公司的融資約束進一步加劇，公司的現金持有預防性動機進一步增加。因此，相對于那些不存在融資約束的公司，客戶關系集中度以及客戶關系波動性對現金持有的影響在融資約束的公司里更加突出。據此，提出假設：

H2其他條件相同時，客戶關系集中度對公司現金持有的影響在融資約束公司中更為顯著。

H3其他條件相同時，客戶關系波動性對公司現金持有的影響在融資約束公司中更為顯著。

3 研究設計

3.1 樣本選擇和數據來源

本文選取2001～2014年滬深A 股制造業上市公司為樣本，原因在于：①涉及下游客戶的主要是制造業企業，因此，本項目只選擇制造業企業為樣本，這也是相關研究的普遍做法。②制造業是我國國民經濟發展中重要的基礎行業，對我國經濟有重大貢獻。③盡管客戶關系對許多未上市制造業企業也存在影響，但是由于信息披露的問題，難以獲得這部分樣本的數據。④制造業上市公司的樣本量足夠大，可以滿足本文的研究需要。

為保證數據的準確性，本文剔除了在數據選取期間任何一年被ST 和ST*的公司樣本，同時剔除主要相關數據缺失的公司數據。為了消除極端值的影響，本文對使用到的主要連續變量進行了上下1%的Winsorize處理，最終獲得6 142個公司觀測值。所有公司財務數據以及公司主要客戶數據均來自于RESSET 和WIND 數據庫。

3.2 檢驗模型與變量的定義

為了檢驗假設1，參照Opler等[32]的研究，構建如下計量模型，分別考察客戶關系集中度和客戶關系波動性對公司現金持有的影響：

式中：被解釋變量均為公司的現金持有水平（Cash），參照Opler等[32]及陳德球等[33]的研究，定義為，期末現金及其等價物期末余額/（年末總資產-期末現金及其等價物期末余額）；解釋變量客戶關系集中度（Customer），采用向前五大客戶銷售總額占總銷售額比例來衡量；解釋變量客戶關系波動性（Cusst），用樣本公司連續3 年間向前五大客戶銷售額占公司年度銷售總額比例的方差來衡量。

根據以往相關文獻，模型中還加入了如下控制變量：①公司可以通過減少現金股利的發放來獲得低成本的資金[32]，本文定義Divi為公司是否發放現金股利的虛擬變量，發放現金股利賦值為1，反之為0；②依據Opler等[32]的研究，公司現金流量也是影響公司現金持有的重要因素，本文采用經營活動產生的現金流凈額與凈資產的比例來衡量公司現金流量（Cflow）；③大股東控制會產生激勵效應和壕溝效應[34-35]，影響公司的現金持有水平，因此，本文控制了公司第一大股東持股比例（Share）；④公司為了及時抓住未來的增長機會，促進公司的發展，要保證持有一定量的現金[36]，定義mb為公司總資產市場價值與賬面價值比例，來度量公司的增長機會；⑤Kusnad[37]研究發現，董事會的規模會顯著影響公司現金持有，因此，本文還控制了公司董事會規模（Bsize）。

為了檢驗假設2、3，本文構建如下模型，以檢驗融資約束是否會對客戶關系與公司現金持有的關系產生影響，即

式中，融資約束（fc）為虛擬變量。衡量融資約束的方法較多[13，28，38]，為了避免直接采用公司每股股利支付率或公司規模等直接衡量公司面臨的融資約束所帶來的自變量內生性問題，借鑒Hadlock等[39]的研究，采用SA指數衡量企業面臨的融資約束程度，SA指數計算公式為

SA指數的絕對值越小，說明公司面臨融資約束程度越高。進一步，將指數SA大于年度均值的fc記為1，反之則fc記為0。為了在不影響變量間相關關系的前提下，有效避免引入交乘項帶來的共線性問題，參考Aiken等[40]的方法，對交乘項中的各變量進行了中心化處理。

4 實證結果與分析

4.1 樣本描述性統計分析

各研究變量的描述性統計如表1所示。由表1的描述性統計結果發現，我國制造業上市公司現金持有水平（Cash）均值為0.295，方差為0.282，最小值為0.033，最大值為1.000，說明樣本公司現金持有總體水平較高且差異較大。客戶關系集中度（Customer）均值為0.300，最小值為0.071，最大值為0.723，說明樣本公司客戶比較集中且不同公司的客戶分布差異較大。客戶關系波動性（Cusst）均值為0.003，最小值為0.000，最大值為0.019，說明樣本公司前五大客戶的的銷售占比比較穩定，但是公司之間的穩定性差異較大。

表1 主要變量描述性統計表

根據融資約束變量fc將樣本分為融資約束組和非融資約束組兩個子樣本，并參照劉端等[41]的研究，對上述兩組數據進行組間均值t檢驗和Wilcoxon秩和檢驗，結果如表2所示。分別對兩組樣本數據的均值和中位數進行比較可知，融資約束組公司的現金持有水平（Cash）的均值和中位數均高于非融資約束組公司，表明隨著公司融資約束增加，公司有增加現金持有的傾向。

表2 不同融資約束公司的現金持有水平比較分析

4.2 實證檢驗結果

4.2.1 平穩性檢驗 為了避免回歸分析出現“偽回歸現象”，運用ADF（Augment Dickey-Fuller）方法對時間序列進行了平穩性檢驗，結果如表3 所示。表3中的平穩性檢驗結果表明，所有變量均在1%的水平下為平穩序列，滿足回歸分析條件。

表3 平穩性檢驗表

4.2.2 客戶關系與公司現金持有的回歸結果 表4中列（1）和列（2）分別給出了采用式（1）、（2）對假設1進行檢驗的多元回歸結果。客戶關系集中度的代理變量（Customer）與公司現金持有水平在1%的水平上顯著正相關。該結果表明，當公司大部分銷售主要集中于一個或幾個大客戶時，公司會顯著提高現金持有水平以抵御客戶過于集中帶來的風險。客戶關系波動性的代理變量（Cusst）與公司現金持有水平在1%的水平上顯著正相關，表明客戶關系越不穩定，公司越會增加現金持有來防御和規避風險；反之，當客戶越穩定，公司的現金持有量則越低。假設1得以驗證，即其他條件相同時，公司客戶關系集中度越高，其持有現金水平越高；公司客戶關系波動性越高，其持有現金水平越高。

表4 融資約束、客戶關系與現金持有水平的檢驗結果

為了進一步考察融資約束是否會對客戶關系集中度以及客戶關系波動性與公司現金持有之間的關系產生影響，本文利用式（3）、（4）對假設2、3進行了檢驗，回歸結果列于表4中列（3）和列（4）。本文發現，在引入融資約束變量后，盡管式（3）、（4）中客戶關系集中度和客戶關系波動性的代理變量的回歸系數均減小，但是兩者與公司現金持有水平依然分別在1%和5%的水平上顯著正相關。在穩健性檢驗中對該問題做了進一步驗證，結果證明依然存在這種影響。交互項Customer·fc與Cusst·fc的回歸系數均為正，這說明，融資約束會增加客戶關系集中度以及客戶關系波動性與現金持有之間的正相關性。相比較非融資約束公司，客戶越集中或客戶波動越大，使得面臨融資約束的公司融資更加困難，公司的現金持有預防性動機更強。假設2、3 得以驗證。

4.2.3 基于融資約束效應的進一步檢驗 前文的結果證實了客戶關系集中度以及客戶關系波動性對公司現金持有的影響在融資約束公司中更加明顯，客戶關系集中度和客戶關系波動性越高的公司面臨的風險越大，外源融資成本越高，加劇了公司的融資約束。因此，公司持有現金的預防性動機加強。為此，進一步驗證客戶關系集中度以及客戶關系波動性與公司融資約束之間的關系，以及客戶關系通過何種路徑影響融資約束。在融資約束的考察方面，采用Fazzari等[25]的投資-現金流敏感度模型檢驗客戶關系集中度和客戶關系波動性能否增加公司的融資約束，其回歸模型為：

式中：被解釋變量為公司資本支出與凈資產的比例（Capexp）；解釋變量為現金流量（Cflow）、客戶關系集中度（Customer）、客戶關系波動性（Cusst）以及交互項cflow·customer和cflow·cusst。同樣，為了在不影響變量間相關關系的前提下，有效避免引入交乘項帶來的共線性問題，對交乘項中的各變量進行了中心化處理之后再相乘。

參照以往研究，還加入了如下控制變量：①參照徐壽福等[43]的研究，本文控制了公司上市年限（Age），定義為公司上市年數的自然對數。②公司的銷售收入能夠直接影響公司內部現金流，故其對投資現金流敏感性有直接影響。因此，借鑒陳德球等[33]的研究，采用公司營業收入/凈資產來衡量公司凈銷售收入（Sale）。③Pindado等[42]的研究表明，公司控股股東可能會出于私利動機造成公司過度投資。股權集中度是影響公司投資決策的重要因素，因此，本文還控制了公司第一大股東持股比例（Share）。

表5 客戶關系和投資現金流敏感性回歸結果

表5給出了式（5）、（6）的回歸結果，測度了客戶關系集中度和客戶關系波動性對上市公司資本投資以及投資-現金流敏感度的影響。本文發現，和的交互項以及和的交互項回歸系數均顯著為正值。這說明，由于較高的客戶關系集中度和客戶關系波動性均增加了公司的外部融資成本，進而可以有效地增加投資-現金流敏感性，由此進一步證實了客戶關系集中度和客戶關系波動性影響公司現金持有的潛在機制是增加了公司的融資約束。

盡管客戶關系集中度和客戶關系波動性都能增加公司的投資-現金流敏感度，但是仍然不清楚客戶關系增加外部融資約束的具體路徑。為此，本文采用公司應收賬款（ap）和客戶提供預付款（Ropre）分別描述公司提供的商業信用和公司得到的商業信用；利用公司長期借款和短期借款之和描述公司銀行貸款（Bdebt），以及公司當年是否增發股票描述公司的股權融資情況（zf）。具體地，分別采用應收賬款（ap）、預付款（Ropre）、銀行貸款（Bdebt）和股權融資情況（zf）作為公司融資渠道的代理變量，進一步考察公司的客戶關系集中度和客戶關系波動性是否會通過公司提供的商業信用和公司得到的商業信用、公司銀行貸款以及公司股權融資等路徑影響公司的融資約束。在實證中還選擇了如下控制變量：公司規模（Size）、資產負債率（Lev）、成長性（mb）、公司凈銷售收入（Sale）、凈利潤/總資產（Roa）以及第一大股東持股比例（Share），回歸結果如表6、7所示。

表6 客戶關系集中度對現金持有的影響路徑檢驗結果

表7 客戶關系波動性度對現金持有的影響路徑檢驗結果

由表6發現，客戶關系集中度（Customer）能夠顯著增加公司的應收賬款（ap），顯著減少公司得到的預付款（Ropre）和銀行貸款（Dbebt），但對股權融資（zf）的影響并不顯著。客戶關系集中度對股權融資的影響不顯著的原因可能和融資成本有關系。肖肖等[44]的研究表明，當公司面臨資金壓力時，一般做法是向銀行借貸（外部融資模式），或者是激勵資金充足的客戶提前付款（內部融資模式）。我國公司需要外部融資時會優先選擇銀行貸款，而不是選擇高成本的發行股票融資方式，這也正和陸正飛等[45]的研究結論一致，即銀行貸款仍然是我國公司主要的融資來源。上述實證結果表明，在買方市場下，公司的客戶關系集中度越高，越被迫向客戶妥協提供更多的商業信用，得到越少的客戶提供的商業信用，而且越難從銀行獲得貸款，增加了公司的融資約束。

表7中，客戶關系波動性（Cusst）與公司的應收賬款（ap）和預付款（Ropre）正相關。說明客戶關系越不穩定，公司的應收賬款越多，得到的預付款越多。客戶關系波動性對銀行貸款（Bdebt）的影響雖然不顯著但是存在負相關關系，即客戶關系波動性越強公司獲得銀行貸款能力越弱。可能和客戶關系集中度基于相同的原因，客戶關系波動性對公司的股權融資（zf）影響也不顯著。隨著客戶關系波動性的增加，公司的應收賬款和預付款都增加，銀行貸款減少，但是客戶關系波動性對公司的應收賬款的影響系數為0.820，對銀行貸款的影響系數為0.064，而對公司獲得預付款的影響系數為0.279。顯然，客戶關系波動性對公司應收賬款的影響程度比對客戶提供預付款的影響程度更大，而且前兩者的和占優，即客戶關系波動性增加了公司融資約束。原因可能在于，在買方市場環境下，客戶具有議價優勢，使得我國上市公司的客戶關系波動性對公司提供商業信用影響程度比對公司得到商業信用的影響程度更大。

4.3 穩健性檢驗

借鑒已有研究[13]，用貨幣資金/（總資產-貨幣資金）重構現金持有水平變量（Hcash），發現主要結論依然成立。同時，對融資約束變量進行重新計算，將樣本中公司規模（Size）小于樣本中公司規模中位數的公司設為融資約束組，其他樣本公司為非融資約束組。如果存在融資約束則fc賦值1，否則為0，代入式（3）、（4），計算結果與前文基本保持一致，說明本文的實證檢驗結果是穩健的。穩健性檢驗結果如表8所示。

表8 穩健性檢驗結果

5 結論

本文以2001～2014年我國A 股制造業公司為研究樣本，從融資約束的視角，以客戶關系集中度和客戶關系波動性衡量公司的客戶關系，檢驗了客戶關系對公司現金持有水平的影響，發現客戶關系集中度和波動性都和公司現金持有水平正相關；并且，相比非融資約束的公司，客戶關系集中度和波動性對公司現金持有的影響在面臨融資約束的公司中更為顯著。

本文還對客戶關系集中度和客戶關系波動性增加公司現金持有的影響機制和具體路徑進行了檢驗，發現客戶關系集中度和客戶關系波動性都能增加公司的投資-現金流敏感度。這說明，客戶關系集中度以及客戶關系波動性確實是通過增加公司融資約束使得公司增加現金持有水平的。進一步的實證檢驗發現，客戶關系集中度和客戶關系波動性增加公司外部融資約束的具體路徑為：①客戶關系集中度越高的公司，向主要客戶提供更多的商業信用，并得到更少的商業信用。同時，客戶關系集中度越高的公司，降低了公司的銀行貸款能力，減少了公司的銀行貸款，增加了公司的融資約束。但不存在股權融資渠道效應。②客戶關系波動性越大的公司，向主要客戶提供更多的商業信用，也得到更多的商業信用。但是，在買方市場下，我國上市公司客戶關系波動性對公司提供商業信用影響程度比對公司得到商業信用的影響程度更大。客戶關系波動性越大的公司還降低了公司的銀行貸款能力，增加了公司的融資約束。

本文的研究結論帶來如下啟示：①研究結論凸顯了客戶關系在優化企業現金持有中的重要作用。本文發現，客戶關系是影響公司現金持有的深層次原因。因此，企業可以以構建穩定的客戶關系為切入點，著手解決企業現金持有水平過高的問題。具體地，企業一方面通過提高產品和服務質量等維護現有客戶關系；另一方面，可以通過創新產品、保證產品質量等方式穩定發展新的客戶，構建起相對分散而穩定的客戶關系，減少公司的現金持有水平。②研究發現，相比非融資約束的公司，客戶關系集中度和波動性對公司現金持有的影響在面臨融資約束的公司中更為顯著，客戶關系通過商業信貸渠道以及銀行貸款增加了公司的融資約束，但不存在股權融資渠道。因此，監管當局應進一步加大金融市場尤其是股票市場的發展力度，完善金融市場體系建設，以拓寬企業融資渠道，緩解企業融資約束。③研究結論對規范我國上市公司的信息披露尤其是主要客戶的信息披露也具有一定的啟示意義。融資約束源于市場的不完備，監管當局應著力于改善公司的信息不對稱程度，為企業營造良好的外部市場環境。