政府引導基金促進企業“融資造血”

胡 勇

（澳門大學 法學院，澳門特別行政區 999078）

一、引言

企業調結構、促升級是順應市場競爭發展的關鍵路徑，這一過程離不開穩定、可持續的資金支持[1]，因此資金被譽為企業的血液。企業“融資造血”，即企業依靠外部融資完成在一個生產經營周期創造資金的能力[2]。但長期以來，銀行信貸政策收緊，貸款利率逐年攀升引致企業負債率居高不下，債務違約率屢破新高[3]。受此影響，“融資造血”能力不足一直是困擾企業調結構、促升級的痛點。企業在高速發展進程中，亟需標本兼治的“融資造血”方案。因此，探究如何提高企業“融資造血”能力一直是國內外經濟領域研究的重點。

現階段，多數企業雖然能夠吸收市場剩余勞動力、加速推動經濟發展，但囿于資金不足并未形成較強的市場競爭力，容易出現“夭折”現象[4]。而政府的財政金融工具作為一種補充機制，可以起到促進企業“融資造血”的作用。從企業正外部效應來看，政府提供的財政金融工具能夠促進企業“融資造血”。李揚、楊思群(2001)研究指出，企業具備公共物品屬性，可借助政府財政金融工具獲得融資，由此實現自身“融資造血”[5]。從市場干預角度來看，由于信息不對稱和市場競爭不完全，企業在進行“融資造血”時可能面臨市場失靈困境，這就需要政府及時進行干預。李泓樸(2018)研究發現，作為政府進行市場調節的一類公共金融資源，財政金融工具的落實有助于矯正市場失靈，為促進企業“融資造血”打造良好的市場融資環境[6]。財政金融工具作為政府有效的財政治理措施，能夠推進企業“融資造血”。那么，政府引導基金作為財政金融工具之一，可否在促進“融資造血”方面同樣發揮積極作用？

鑒于此，文章以2010—2020 年中國滬深A 股上市企業為研究對象，探索政府引導基金與企業“融資造血”之間的關系，并考察不同類型審計意見及不同市場化水平環境下，二者關系會發生何種變動。此次研究的邊際貢獻可能在于：一是從政府引導基金維度出發，探索國家經濟干預方式對企業微觀“融資造血”的具體影響，可為企業在國家經濟干預手段下制定靈活的融資方案提供全新視角；二是加入市場化水平作為調節變量，檢視政府引導基金與企業“融資造血”之間的關系，為政府引導基金發揮本身效用，提升資源配置效率提供新思路；三是加入審計意見作為調節變量，分析政府引導基金與企業“融資造血”之間的關系，由此得出標準無保留意見及非標準無保留意見異質性結果，為完善政府引導基金的審計政策提供有益啟示。

二、文獻綜述

1.“融資造血”的影響機理

已有研究從宏觀與微觀兩方面展開論述“融資造血”的影響機理。宏觀方面，張文君基于宏觀政策與經濟周期性變化，實證觀測了交通運輸企業融資成本變化情況，發現宏觀調控政策對緩解交通運輸企業融資約束作用有限，難以促進企業“融資造血”[7]。微觀層面，袁溪、賴繼紅從企業組織特征、財務結構兩方面對企業“融資造血”影響因素進行討論，認為企業組織機構和財務結構均比較完善時可增加外界投資信心，實現自我“融資造血”[8]。黃河研究指出，要想實現地區及企業集團化的創業創新，就要構建企業內部良好運行機制吸引外部投資以完成“融資造血”，為推進新一輪發展提供強大的資本支持[9]。宋杕、李霽友研究指出，企業集團化運營對民營企業“融資造血”帶動效應較為顯著[10]。

2.政府引導基金的經濟效果

政府引導基金對企業產生的經濟效果一直受到學術界關注。就理論視域而言，闞景陽研究指出，政府引導基金可通過用少量財政支出撬動更廣泛的社會資本，緩解地方企業融資壓力[11]。師俊國分析發現，政府引導基金作為以行政引導與市場化運作相結合方式進行資本干預的一種手段，其充分應用能夠提升財政資金使用效率，使社會資本投向國家重點領域及科創薄弱環節，促進宏觀經濟長期健康發展[12]。就實證視域而言，馮冰等基于“激勵、認證、良性循環”理論，實證闡述了政府引導基金投資影響創業企業后續融資的具體機理，發現在為私人資本提供收益類補償時，政府引導基金投資可以促進創業企業后續融資；在為私人資本提供虧損補償加上收益類補償，或采用市場化運作模式時，政府引導基金投資難以促進創業企業后續融資[13]。李思赟運用Tobit 模型討論了政府引導基金對風險投資市場杠桿效應，發現政府引導基金參與創業企業融資過程中會發揮良好的財政杠桿效應[14]。成程等利用空間杜賓模型驗證了282 個城市2006—2018 年政府引導基金對地區經濟增長、風險投資活動及創新產出影響，認為政府引導基金可以顯著促進本地經濟增長、降低投資風險并推動創新活動發展[15]。

綜上所述，已有研究關于企業“融資造血”影響機理及政府引導基金的經濟效果研究頗豐，但有關政府引導基金對企業“融資造血”的影響研究并未形成一致性意見。對此，文章在現有文獻基礎上，補充企業“融資造血”影響機理，探討并豐富政府引導基金對企業“融資造血”的影響。

三、理論分析與研究假設

政府引導基金作為國家發揮財政杠桿效應的關鍵手段，會改變受其支持企業融資約束能力，繼而影響企業“融資造血”，這種影響通過信息不對稱與信貸資本成本兩種途徑實現。一方面，基于“信息不對稱”維度，政府引導基金可憑借“信號傳遞”效應，獲取更多潛在市場投資者關注，以此降低企業信息搜集成本，緩解企業融資困境并促進“融資造血”。郭玥研究指出，受市場信息不對稱影響，外部投資者在篩選市場優質項目過程中，不僅需要支出大量高昂成本，而且無法精準評估被投資企業的發展前景[16]。而政府引導基金本身具備良好的認證與聲譽特征，可為具有長遠發展企業的投融資項目擔保。在政策引導下，政府引導基金通過發揮“領頭羊”作用，降低外界投資者對融資企業的信息不對稱性，提高投資者對融資企業的關注度與投資信心，持續為企業“融資造血”。

另一方面，基于“信貸資本成本”維度，政府引導基金作為政策性基金能夠以不同的經濟補償或激勵方式，降低企業融資信貸成本，提高企業融資規模及其運作效率。這在為企業提供無形擔保同時，有利于提升銀行對企業還款履約能力的信任度，縮減企業獲得銀行貸款的成本。馮冰等指出，作為一種具備適度利益讓渡或收益補償性質的金融工具，政府引導基金落地應用可以分散企業投資風險，提高企業融資效率。并且，其通過間接投資方式，可以幫助企業降低信貸成本，改善外部融資環境，提高其借貸能力，促進企業穩健發展[13]。

綜合來看，政府引導基金的投資支持有助于調整金融資源配置，增加信貸資金供給，緩解企業融資困境，發揮“融資造血”功能。

據此，提出第一個研究假設：

假設H1：政府引導基金促進了企業“融資造血”。

在中國市場經濟環境下，因企業經營資質、運營水平各異，不同審計意見會影響財務使用者判斷的精準度，由此傳導至企業融資約束情境中。具體來說，審計報告一般分為標準無保留審計意見和非標準無保留審計意見（包括保留意見、無法表示意見或否定意見） 兩種，不同類型審計意見包含的信息含量存在較大差異性。對于前者，會計師認為企業財務報表質量合格；對于后者，會計師則會認為企業財務報表質量不合格。通過審計意見，財務報告使用者能夠初步了解企業融資資質信息，形成一定的判斷并作出決策。另外，負責審核政府引導基金走向的會計師會憑借審計意見對企業融資水平、資質進行判斷，進而作出是否支持、支持力度如何等決策，由此便會影響到企業融資約束情況乃至“融資造血”能力。一方面，當企業被出具標準無保留意見時，政府引導基金發放者會認為被支持企業財務信息真實有效，這能降低對公司信息的不對稱程度，進而提高投資信心。在此情形下，國家會投入或加大政府引導基金對出具標準無保留意見企業的支持力度，此決策能夠緩解企業融資約束，促進其“融資造血”。另一方面，當企業被出具非標準無保留意見時，政府引導基金發放者則會認為，該企業財務質量存在一定問題，可能存在不具備還款能力的情況，因而會作出停止支持或降低支持力度的決定，這一決策會擴大企業融資約束力度，不利于其進行“融資造血”。

由此，提出第二個研究假設：

假設H2：與被出具非標準無保留審計報告的企業相比，政府引導基金促進企業“融資造血”作用在被出具標準無保留意見的企業更顯著。

政府引導基金與企業“融資造血”之間的關系還會受外部市場化水平影響。理論上，市場化水平與企業“融資造血”能力密切關聯。市場化水平越高的地區，企業可進行的融資渠道更廣闊，意味著企業融資約束程度越低，“融資造血”能力越高，即市場化水平與“融資造血”的關系為正相關。反之，市場化水平較低的地區，市場經濟制度不夠完善，加之政府對企業經濟保護制度有待健全，企業融資渠道數量較少且獲取融資難度相對較高[17]，其“融資造血”能力低于較高水平市場化地區的企業。綜合來看，在高市場化水平地區，政府引導基金促進企業“融資造血”能力的影響更為顯著。因此，當受到政府引導基金支持，市場化水平高的地區的企業“融資造血”正向變動的能力強于市場化水平低的地區的企業。

據此，提出第三個假設：

假設H3：與市場化水平低的地區相比，政府引導基金對企業“融資造血”的影響效果在市場化水平高的地區更顯著。

四、研究設計

1.數據來源及樣本篩選

文章選取2010—2020 年中國滬深A 股上市企業數據作為研究樣本，同時對原始數據進行如下處理：首先，剔除存在被ST、*ST 等報告財務狀況異常樣本；其次，剔除無法通過插值法、平均值法彌補數據空缺的樣本公司；最后，為消除極端異常值對研究結論產生較大誤差的影響，采用STATA16.0 對連續變量進行1%、99%的Winsorize 縮尾處理，最終篩選出1296 個樣本數據。文中涉及政府引導基金的數據來自清科私募通，其他數據來自wind 數據庫。

2.變量定義

（1） 被解釋變量

現階段，“融資造血”的具體衡量指標并未形成，但通過梳理相關文獻可知，減小企業融資約束能夠促進其“融資造血”能力。可以說，企業融資約束是“融資造血”最直接的原因體現，二者為負相關關系。故而，文章以融資約束指標(KZ)作為被解釋變量，間接表征“融資造血”的指標，即融資約束水平越高，“融資造血”能力越低，反之亦然。從已有研究來看，衡量企業融資約束的方法有KZ 指數、WW 指數、SA 指數等方法。其中，KZ 指數的理論方法更為完善，為學術界廣泛應用。因此，文章參照鞠曉生等(2013)[18]的經驗做法，構建KZ 指數來衡量融資約束。通常而言，KZ 指數關鍵財務指標選取現金持有量、現金股利、托賓Q 值、經營性現金流凈額四個指標。具體步驟如下：一是對上述四個指標的中位數進行分組，低于中位數的賦值為1，否則為0，由此得到四個虛擬變量；二是測算KZ 指數，具體算法為以上四個虛擬變量之和；三是進行排序邏輯回歸，以KZ 指數為因變量，上述四個指標為自變量，得到各變量估計系數；四是以各變量估計系數計算每一個上市企業的KZ 指數。為便于穩健性檢驗，選取指數絕對值的自然對數作為企業融資約束的替代變量。

（2） 解釋變量

目前，中國政府引導基金已形成一定規模，可為企業提供足量、有效的融資支持。因此，解釋變量以政府引導基金支持(PT)來指代。若企業獲得政府引導基金支持，賦值為1，反之為0。

（3） 調節變量

為研究在不同審計意見、市場化水平環境下，政府引導基金對企業“融資造血”影響的變化情形，故將審計報告意見(BG)、市場化水平(SH)設置為調節變量。其中，審計報告意見(BG)分為非標準無保留意見(BG1)（包含保留意見、無法表示意見、否定意見三類） 和標準無保留意見(BG2)。若變量賦值為0表示非標準無保留意見，1 為標準無保留意見。市場化水平(SH)一般以市場化指數衡量，2011—2019 年市場化指數值從王小魯等(2020)[19]編制《中國分省份市場化指數報告（2021）》中獲取數值，而2020 年的指數值則參考馬連福等(2016)[20]的經驗做法，以2019 年市場指數值與歷年市場指數值平均增加量之和獲得。按照中位數，將低于這一數值的數據組評判為市場化水平低的組別，反之為市場化水平高的組別。

（4） 控制變量

在研究政府引導基金對企業融資約束的影響中，企業融資約束不僅受政府引導基金規模的影響，而且受企業自身情況、機會成本、項目收益、資金負債、股權等多方面的影響。對此，文章借鑒王雪等(2021)[21]的研究，篩選出資金機會成本(ZJ)、項目潛在收益(XM)、企業資產負債率(FZ)、經營現金流(JX)、股權集中度(GJ)、四大審計(SD)六個控制變量，同時對年份固定效應(year)和行業固定效應(industry)進行控制。文中涉及的具體變量名稱及定義詳見表1。

表1 變量名稱及定義

3.回歸模型構建

為檢視政府引導基金可否緩解企業融資約束的情況，推動企業“融資造血”，故設置如下回歸模型：

式中，PT 前的系數β1顯著為負，意味著政府引導基金能夠緩解企業融資約束，促進其“融資造血”，假設H1 即可得證。

為驗證假設H2、H3，對模型(1)進行分組回歸，若β1系數在標準無保留意見組及市場化水平高組顯著為正，那么假設H2 和假設H3 均可得證。

五、實證分析結果

1.變量描述性統計結果

各變量描述性統計值結果見表2，企業融資約束的最大值、最小值、平均值分別為0.306、0.022、0.133，標準差為0.125，說明中國現階段存在較為廣泛的企業融資約束現象，且企業間融資約束程度差異較大。政府引導基金支持的平均值為0.363，表明有36.3%的企業得到政府引導基金的支持。其余控制變量設置在合理范圍區間。

表2 各變量描述性統計

2.多元回歸結果

（1） 政府引導基金支持與企業融資約束

將研究樣本代入模型(1)得到表3 回歸數據。研究顯示，調整R2的值為0.0134，F 值為158.223，且在1%的水平上顯著，意味著模型(1)擬合度較高，解釋性較好。政府引導基金支持的系數為-0.182，并在1%的水平上顯著，說明受到政府引導基金支持的企業融資約束困境得到緩解，能夠促進企業融資造血，與文章假設H1 吻合。其余控制變量值均在合理范圍區間。

表3 回歸結果

（2） 政府引導基金、審計意見與企業融資約束

根據前文假設，政府引導基金與企業融資約束關系受不同審計意見的影響，故而將總體樣本劃分為非標準無保留意見(BG=0)和標準無保留意見(BG=1)兩個子樣本并對模型(1)進行回歸分析，得到表4 的回歸結果。

分析表4 數據可知，非標準無保留意見和標準無保留意見的調整R2值分別為0.264、0.367，F 值分別為130.157、99.253，且均在1%的水平上顯著。這意味著兩組模型擬合度極高，且模型解釋力較好。進一步觀察發現，標準無保留意見組的PT系數為-0.254，且在10%的水平上顯著，而非標準無保留意見的PT 系數為負但不顯著，這說明在標準保留意見企業中，政府引導基金對企業融資約束的負向影響作用更明顯，假設H2得證。換言之，當審計師出具標準無保留意見時，政府可從中獲悉企業內部經營風險較低的信號，由此增強對該企業投資信心并增加引導基金支持，企業較易實現“融資造血”。另外，控制變量系數均與表3 結果一致。

表4 政府引導基金、審計意見與企業融資約束回歸結果

（3） 政府引導基金、市場化水平與企業融資約束

當前，中國各地市場化發展水平并不均衡，資源稟賦條件各異，這會導致政府引導基金對企業“融資造血”的支持作用產生一定幅度的偏差。為探討政府引導基金支持與企業約束之間關系在不同市場化水平地區變化情況，文章將樣本數據分為市場化水平高組(SH=1)、市場化水平低組(SH=0)兩個子樣本，分別通過模型(1)進行回歸檢驗，結果如表5 所示。

表5 政府引導基金、市場化水平與企業融資約束回歸結果

對表5 數據分析可以知悉，市場化水平高的地區組、市場化水平低的地區組調整R2值分別為0.431 和0.287，F 值分別為113.766、101.221，且均在1%的水平上顯著，因而兩組模型擬合度極高且具有較好的解釋力。同時，市場化水平高的地區組、市場化水平低的地區組的PT 系數分別為-0.028、-0.016，且二者均在5%水平上顯著，前者系數小于后者系數。一方面說明，高水平、低水平的市場化地區，政府引導基金支持都能夠緩解企業融資窘境，促進企業“融資造血”；另一方面也可看出，高水平市場化地區的政府引導基金支持的作用顯著高于低水平市場化地區，因而假設H3 得證。這可能是因為市場化水平高的地區創投市場更加成熟、信息共享程度高，參與者對投資市場信息更敏感，由此能充分發揮政府引導基金支持的政策導向及財政資金杠桿效應，促進企業“融資造血”。另外，控制變量各自回歸系數與假設H1 和假設H2 中的回歸結果符號方向趨同。

3.穩健性檢驗

為保證以上假設結論的穩健，以變換被解釋變量融資約束的方式開展如下穩健性檢驗。首先以SA 指數絕對值的自然對數替換融資約束的KZ 指數，其次對模型(1)進行回歸分析，重新實證檢驗假設H1、H2 和H3，得到表6 的穩健性回歸檢驗結果。

表6 穩健性檢驗

表6 結果列示，在全樣本、非標準無保留意見組、標準無保留意見組、低水平市場化地區組、高水平市場化地區組中，系數均為負且在1%的水平上顯著。這一結果表明，以上三個假設結果符號方向并未發生變化，結果較為穩健。

六、結論與建議

文章以2010—2020 年中國滬深A 股上市企業數據為研究樣本，考察政府引導基金是否促進了企業“融資造血”，并檢驗審計意見、市場化水平對二者關系的調節作用。實證結果顯示，政府引導基金可通過緩解企業融資約束促進其“融資造血”，且審計意見和市場化水平均對二者關系產生一定影響。具體表現為：其一，相比未受政府引導基金支持的企業而言，受政府引導基金支持的企業的“融資造血”能力更強；其二，相較被出具非標準無保留意見審計報告的企業而言，政府引導基金支持對被出具標準無保留意見審計報告企業的“融資造血”的作用更顯著；其三，與市場化水平較低的地區相比，政府引導基金對企業“融資造血”支持作用在市場化水平高的地區更顯著。

基于上述研究結論，綜合政府引導基金實施辦法的應用情形，面向政府引導基金辦法的執行者與監督者、審計報告使用者提出如下建議：對于政府引導基金的執行者與監管者而言，要充分遵循市場規律，緩解市場中的信息不對稱情況，積極吸引社會資本參與，共同促進企業“融資造血”。在國內外嚴峻經濟形勢下，要想破解企業融資難的困境，破除經濟高質量發展屏障，就需要發揮政府引導基金的“融資造血”功能，為實體經濟發展注入新活力。對于審計報告使用者而言，審計師需要基于區分標準和非標準兩類審計意見，重點考察企業的持續經營能力，并充分檢驗審計報告內在信息量，從而規避可能存在的風險并減少非必要經濟損失。同時，審計師要以市場中間人的身份，推動企業與政府有序對接，降低信息不對稱情況與信貸資本成本，促進企業“融資造血”。