企業短貸長投、資產可抵押性與財務風險

周恩慧

摘 要：中國企業短貸長投現象比較嚴重，這種行為會惡化企業經營現狀，加劇企業的財務風險。本文基于2011年-2019年中國A股上市公司財務數據，探究短貸長投行為對財務風險的影響機理。研究發現，短貸長投導致企業財務風險增大;進一步分析發現資產可抵押性具有弱化短貸長投經濟惡果的作用，即資產可抵押性高的企業會削弱因短貸長投行為而引發的財務風險。文章最后探究降低短貸長投負面影響的對策，對企業優化融資結構、加強風險管理、提高資產可抵押性有一定參考意義。

關鍵詞：短貸長投;財務風險;資產可抵押性

一、引言

中國大部分企業主要依靠銀行等金融機構貸款的方式進行融資。利用2011年-2019年中國上市公司短期、長期債務數據分析發現，大部分上市公司短期債務比例持續大幅高于短期資產比例，長期債務比例持續顯著低于長期資產比例，反映出中國企業普遍存在嚴重的短債長投現象。所謂短貸長投，是指企業違背一般情況下的投融資期限結構匹配原則，將其獲得的短期債務投資到長期項目中，是一種激進的財務行為（白云霞等，2016;鐘凱等，2016）。關于短貸長投的成因，曾秋根（2006）表示，在我國現有金融市場環境下，企業無法從商業銀行獲得足夠的長期債務滿足長期投資需要，也無法通過債券市場發行中長期債券以改善債務期限結構錯配問題。鐘凱等（2016）經過實證研究發現，企業采取短貸長投這種激進的融資活動是因為企業面臨著嚴重的融資約束，銀行等金融機構基于自身風險控制更傾向于發放短期貸款，因此大部分企業難以獲得長期債務。白云霞等（2016）認為，我國金融市場發展不全面，現有長期債務無法滿足企業的長期投資需求，由此可以看出短貸長投是企業面臨金融抑制下的被迫之舉。一些企業的生產銷售每年都在增長、經營規模每年都在擴大，這意味著企業的經營發展面臨著資金缺口的壓力（陳莉莉，2017）。資金缺口和貸款難都增加了企業使用短貸長投手段的可能。劉曉光等（2019）指出借貸長期債務的標準較高、融資成本也較高，因此短貸長投是企業面臨嚴重融資約束下的次優選擇。短貸長投行為很可能會引發企業經營困難并加劇流動性風險。與此同時，中國企業的債務主要用于投資而非消費，大規模債務背后是巨額的資產，大部分中國企業面臨的財務風險不是資產負債率過高，而是資產質量和資產產出效率的下降（劉曉光等，2018）。

現有文獻主要集中于探討企業信貸融資期限結構對企業業績和企業投資活動的影響，較少基于融資期限錯配研究短貸長投對企業財務風險的影響以及削減影響的對策。本文通過探究短貸長投行為的經濟后果，深化了關于短貸長投對企業財務風險的影響這一問題的理解，有助于補充針對債務與資本期限結構錯配的經濟后果的相關研究，闡明了“短貸長投”是否會加劇企業風險。同時，本文通過實證分析檢驗了資產可抵押性對短貸長投的作用機制，拓展了企業如何削弱短貸長投帶來的負面影響的研究視角。研究結論對企業合理安排融資投資匹配結構、加強財務風險管理、提高資產可抵押性具有一定的借鑒作用。

二、理論分析與研究假設

關于財務風險成因，羅欣（2011）指出，企業財務風險加劇的內部因素主要是不合理的資本結構、較差的流動性、盲目投資以及不恰當的股利政策。企業的財務風險、資本運營不可避免地受到宏觀經濟狀況的影響（肖賢輝等，2012）。曾秋根（2006）通過分析化源集團財務困境，指出企業陷入財務困境的一個重要因素就是債務期限結構錯配。劉曉光等（2018）認為中國企業債務問題的核心不是巨額的債務總量，而是資產質量下降以及債務與資產期限結構錯配等結構性問題。債務本身并不必然導致財務危機爆發，更關鍵的問題是債務如何利用以及是否形成了相應的資產。關于短貸長投的經濟后果，國外已有研究認為基于優序融資理論，短期貸款對降低企業進行長期投資的融資成本具有積極作用（Kahl等，2015）。劉曉光等（2019）結合中國樣本分析認為，短貸長投雖然在一定程度上降低了企業所面臨的融資約束程度，但極大程度增加了企業的償債壓力，加劇了持續經營風險。鐘凱等（2016）指出，當監管趨嚴或貨幣緊縮時，銀行等債權人可能會停止發放短期貸款，從而導致企業面臨更為嚴峻的融資約束。斯琴（2016）表示，當短期貸款到期時，若長期投資尚未產生利潤效應，企業則不得不尋找其他籌資途徑償還債務，導致資金斷裂、償債風險增大。短貸長投的經濟惡果具有隱蔽性和突發性（劉曉光等，2019），企業一旦出現資金周轉困難，可能會被迫削減正常營運資金用于償還債務，進而惡化企業盈利能力和償債能力，最終導致企業陷入財務困境甚至是破產倒閉（鞏瀟嫻，2020）。由此本文提出以下假設：

H1：短貸長投行為會惡化企業財務風險。

進一步地衡量企業財務風險不僅要看債務層次，更要看資產層次。鞏瀟嫻（2020）指出，在我國以銀行為主導的金融市場中，銀行等金融機構為了降低與控制貸款回收風險，會對企業進行信用等級的評價，其中資產可抵押性是最為主要的參考指標之一。惠楠等（2017）也表示，外部投資者及股東對企業的資產可抵押性有較高的要求。因此，企業可以通過資產抵押的方式緩解所面臨的融資約束程度。一方面，較高的資產可抵押性能夠極大程度上向外界傳遞企業擁有良好的經營成果及財務狀況等信號，顯著緩解銀行與企業間的信息不對稱的問題（惠楠等，2017）。曾凱等（2015）認為，企業想要獲得融資，就需要向外界傳遞一個信號，即向投資者保證其資金的安全和升值。艾健明等（2017）通過分析資產可抵押性與融資約束間的關系得出，企業資產可抵押性越高，投資者承擔的風險越低，越有利于提升企業在金融機構的評價等級。因此，企業獲得長期資本的可能性提升，顯著緩解了企業所面臨的融資約束程度。另一方面，資產可抵押性越強，證明企業償債能力越強，企業面臨的流動性風險就越小（鞏瀟嫻，2020）。由此本文提出以下假設：

H2：較高的資產可抵押性會削弱短貸長投對財務風險的負面影響。

三、研究設計

1.樣本選取

本文選取2011年-2019年我國A股上市公司作為研究樣本，財務數據來自于國泰安數據庫（CSMAR）和Wind數據庫，通過以下處理對樣本進行篩選：（1）剔除ST、*ST類公司;（2）剔除金融行業公司;（3）剔除數據異常的樣本;（3）剔除含有缺失值的樣本;（4）由于缺少上期數據，故刪除于2011年-2019年新上市公司第一年的財務數據;（5）對連續性變量進行上下1%的winsorize處理，最終得到21701個觀測樣本。

2.變量定義

（1）財務風險（Z）

本文運用美國學者Edward Altman于1968年提出的“Z值分析法”衡量企業財務風險（Z），具體公式如下：

Z=1.2X1+1.4X2+3.3X3+0.6X4+0.999X5 （1）

其中X1=（流動資產-流動負債）/資產總額;X2=未分配利潤/資產總額;X3=（利潤總額+利息支出）/資產總額;X4=股票總市值/負債賬面價值;X5=銷售收入/資產總額。該方法認為，當Z值小于1.8時企業將破產，當Z值介于1.8和2.9之間時企業存在財務危機或破產風險，當Z值大于2.9時企業較為安全。

（2）短貸長投（SFLI）

根據短貸長投定義，本文借鑒鐘凱等（2016、2019）的研究方法，構建衡量企業短貸長投（SFLI）指標的計算公式如下：SFLI=（購建固定資產等投資活動現金支出-本期長期借款-一年內到期非流動負債+上期長期借款-本期權益增加額-經營活動現金凈流量-出售固定資產現金流入）/上一年度總資產。其中，除以上一年度總資產是為了剔除規模效應。當SFLI小于等于0時說明企業不存在短貸長投行為，當SFLI大于0時說明企業存在短貸長投行為，此時數值越大證明企業短貸長投行為越嚴重。

（3）控制變量

為了更精準地驗證企業財務風險與短貸長投之間的關系，本文借鑒白云霞等（2016）、鐘凱等（2019）的研究方法，同時結合我國相應的制度背景和上市公司實際情況，從四個角度即企業償債能力、企業盈利能力、企業發展能力和企業運營能力選取控制變量，分別用企業規模（SIZE）、資產負債率（LEV）、總資產凈利潤率（ROA）、總資產周轉率（TAT）表示。其中，SIZE=期末總資產余額的自然對數;LEV=總負債/總資產;ROA=凈利潤/平均資產總額;TAT=營業收入/平均資產總額。本文還控制了年份（Year）、行業（Ind）固定效應，行業采取2012年中國證監會上市公司行業一級分類標準即《上市公司行業分類指引》。具體變量定義見表1。

3.基本模型

為了驗證短貸長投行為對企業財務風險的影響，本文建立模型（2）。

其中，Z表示財務風險，SFLI表示短貸長投，LEV表示資產負債率，TAT表示總資產周轉率，ROA表示總資產凈利潤率，SIZE表示企業規模，∑Year表示年份虛擬變量，∑Ind表示行業虛擬變量，表示誤差項，β0表示截距。根據前文變量定義，當SFLI大于0時說明企業存在短貸長投行為，數值越大則企業短貸長投行為越嚴重;Z值越小，企業財務風險越大。故當β1小于0時，說明SFLI越大，Z值越小，即短貸長投越嚴重，企業財務風險越大，支持了H1假設。

四、實證分析

1.描述性統計

本文對全部樣本進行了描述性統計，結果如表2所示。從表2中可以看出2011年-2019年我國A股上市公司中，SFLI的最小值為-1.870，最大值為0.362，說明不同上市公司對待短貸長投的態度差異較大。SFLI的75%分位數為0.002，說明有25%的上市公司存在短貸長投行為，可見本文研究的問題具有現實意義。Z值的中位數為3.575，25%分位數為1.908，說明有50%的上市公司經營較為安全;25%的上市公司存在財務風險;另有25%的上市公司存在嚴重的財務風險，甚至將會面臨破產。

2.相關系數分析

表3列示了被解釋變量、解釋變量以及控制變量的Pearson相關系數。從檢驗結果可知，Z值與短貸長投呈負相關關系，在1%的水平上顯著，初步證明了企業增加短貸長投會使Z值降低，加劇企業財務風險。任意兩個解釋變量間的相關系數均小于0.5，說明解釋變量之間不存在嚴重的共線性問題。

3.回歸分析

本文分別采用混合截面模型和固定面板模型進行基準模型回歸，回歸估計結果見表4。表4第（1）（2）列列示了混合截面模型下的回歸結果，表4第（3）（4）列列示了固定面板模型下的回歸結果。由第（2）列可知，上市公司的財務風險（Z值）與短貸長投（SFLI）的系數為-0.467，在1%的水平上顯著負相關。從第（4）列可以看出，在控制行業和年度固定效應以及其他控制變量下，短貸長投的回歸系數為-0.373，在1%水平上顯著為負。以上結果表明，SFLI與Z值存在顯著的負相關關系，當SFLI越大時，Z值越小，即當上市公司短貸長投越嚴重時，財務風險越高，甚至會面臨破產，驗證了研究假設H1。

五、進一步分析

前文我們初步驗證了短貸長投行為會導致企業財務風險加劇，下面我們檢驗資產可抵押性是否對短貸長投行為具有調節效應。大多數企業采取短貸長投這種激進的融資方式主要原因是企業面臨著嚴重的融資約束，大部分企業難以獲得長期債務，由此可以看出短貸長投是企業在嚴重融資約束下的被迫之舉。然而企業可以通過資產抵押的方式緩解所面臨的融資約束程度。企業的資產可抵押性可以向外界傳遞企業是否擁有良好的經營成果及財務狀況等信號，因此較高的資產可抵押性能夠顯著緩解銀行與企業間的信息不對稱。資產可抵押性越強，證明企業償債能力越強、投資者承擔的風險越低，進而企業獲得長期資本的可能性提升，降低了流動性風險。

由此本文引入資產可抵押性（DY）作為調節變量，借鑒惠楠等（2017）的研究方法，將變量定義為DY=（固定資產+存貨）/資產總額，并設置SFLI*DY交乘項，用模型（3）進行回歸分析檢驗資產可抵押性的調節效應，若回歸系數為正號，則證明資產可抵押性對短貸長投會加劇企業財務風險具有抑制作用。

檢驗結果如表5所示，第（1）列中短貸長投與財務風險仍為顯著負相關，再次印證了H1假設。從第（2）列可知資產可抵押性與短貸長投的交乘項（SFLI*DY）的回歸系數為2.143通過了1%水平的顯著性檢測，證明了資產可抵押性對短貸長投具有調節效應;其系數為正，而表4的回歸中SFLI的系數為負，說明資產可抵押性負向調節了短貸長投與審計意見之間的關系，即資產可抵押性顯著削弱了短貸長投行為對企業財務風險的作用程度，驗證了H2假設。

六、穩健性檢驗

為了增強結果可靠性，本文從替換短貸長投變量定義、內生性檢驗、子樣本回歸、剔除債券融資的影響四個角度進行了穩健性檢驗，并檢驗了產權性質差異。

1.替換短貸長投變量定義

本文借鑒劉曉光等（2019）的研究方法，從企業債務與資產匹配角度設置短貸長投的代理變量SFLI_1，變量定義為SFLI_1=短期負債/總負債-短期資產/總資產。利用模型（2）重新進行回歸檢驗，結果如表6第（1）列所示，SFLI_1的系數為-2.375，與Z值在1%水平上顯著負相關，回歸結果未發生實質性變化，證明了本文主要結論的穩健性。

2.內生性檢驗

為檢驗企業當期的短貸長投是否會對企業下一階段財務風險產生影響，本文生成滯后一期的財務風險變量（L.Z）作為因變量進行回歸分析。結果如表6第（2）列所示，企業短貸長投的系數為-0.514，與下一期財務風險在1%水平上顯著負相關，證明了短貸長投行為對企業下一期財務風險也有影響，會加劇企業下一期財務風險。

3.子樣本回歸

制造業作為實體經濟的重要組成部分，推動著經濟結構轉型升級。在所有中國A股上市公司中，制造業企業占比過半。根據李真等（2020）的研究，中國制造業企業具有資本成本高、研發周期長、成果不確定性大等特點，進而外部投資對制造業要求更高的風險溢價和抵押擔保，進而制造業企業面臨更為嚴峻的融資約束。因此，本文選取制造業子樣本作為研究對象進行穩健性檢驗。檢驗結果如表6第（3）列所示，制造業企業短貸長投系數為-0.755，在1%水平上顯著為負，驗證了短貸長投行為對企業財務風險的加劇效應，與前文檢驗結果一致。

4.剔除債券融資的影響

在我國市場化進程的推動下，部分上市公司選擇以發行債券的方式獲得資金，為了排除債券融資對實驗結果可能造成的影響，本文剔除“應付債券”余額大于0的樣本重新進行回歸。結果如表6第（4）列所示，短貸長投的系數為-0.580，與財務風險在1%水平上顯著負相關，進一步驗證了前文結果。

5.產權性質差異檢驗

由于信息不對稱、預算軟約束等原因，非國有企業相較于國有企業會面臨更高的融資約束問題，更難獲得長期信貸資源，非國有企業的短貸長投行為可能更加嚴重（鐘凱等，2016）。因此，本文區分產權性質，將樣本上市公司分為國有制和非國有制，分別進行回歸分析，檢驗短貸長投及其經濟后果在不同所有制的企業之間是否存在顯著差異。結果如表7列示，國有企業樣本與非國有企業樣本的短貸長投均與財務風險顯著負相關，證明短貸長投行為及其經濟后果并未受到產權性質差異的顯著影響。但是國有企業的顯著水平為5%，非國有企業的顯著水平為1%，顯著程度差異可能因為當國有制上市公司陷入財務困境之時，政府和銀行一般會為其提供信貸和資金支持，保證其經營、投資等活動。

七、結論與建議

本文基于2011年-2019年中國A股上市公司財務數據，深入分析了短貸長投行為對企業財務風險的影響，以及如何弱化該影響，并均通過穩健性檢驗。研究發現，短貸長投會顯著加劇企業財務風險，對企業當期和下一期的財務狀況均有負面影響，甚至可能致使企業破產;進一步結合資產可抵押性分析發現，資產可抵押性高的企業會削弱因短貸長投行為而引發的財務風險，即資產可抵押性能夠顯著緩解企業短貸長投行為帶來的惡性影響，對企業維持穩定經營具有積極作用。

對于解決短貸長投帶來的負面影響，本文有以下建議：（1）從企業層面，企業若想合理利用短貸長投，需要提升其風險預測能力和風險防控能力，合理安排融資結構，注重優化資產質量，尋求資產可抵押性的提升。（2）從債權人層面，銀行等金融機構應合理競爭，尋求新的風險防控方式，提高長期債務的供給能力。（3）從國家層面，應平衡各種融資方式，完善金融市場結構，將債券市場、股票市場作為突破口，采取措施保障可持續發展企業的融資需求。

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