融資約束與中小體育企業全要素生產率
——基于新三板掛牌體育企業的實證分析

肖婧瑩

（1.上海體育學院經濟管理學院，上海 200438；2.廣東行政職業學院，廣東 廣州 510800）

引言

高速增長轉向高質量發展是我國經濟發展進入新時代的必然要求。到2035 年，體育產業力爭成為國民經濟支柱性產業，高質量發展是推動我國體育產業健康、持續發展的必然要求[1]。黨的十九大報告提出，經濟高質量發展在于對質量、效率和動力的變革，關鍵在于提高全要素生產率[2]。在此背景下，提高體育產業全要素生產率是推動我國體育產業高質量發展的關鍵舉措。體育企業作為體育產業發展的主要細胞，其發展好壞直接決定我國體育產業的發展，而其中占比達80%的中小體育企業更是我國體育產業發展的重要力量（數據來自東方財富網）。因此，以中小體育企業視角研究企業全要素生產率，對于推動我國體育產業高質量發展具有重要理論價值和現實意義。

體育產業作為新興產業，充足的資本保障是其向高質量發展階段邁進的關鍵因素，尤其是擴張期和成長期的中小體育企業，對資金有較大需求。然而，體育產業在我國發展時間較短，受產業自身特點、產業體系不健全等因素影響，其投資回報周期較長，產業盈利模式欠成熟，投資機構面臨較大市場風險和不確定性。而以民營企業為主的中小體育企業更是因規模較小、非國有性質等，致使投資機構對其資信水平較難研判，融資約束成為制約中小體育企業發展的主要因素，阻礙了我國體育產業的高質量發展。為此，本文以融資約束為切入點，探討融資約束與我國中小體育企業全要素生產率之間的關系。

關于融資約束與企業全要素生產率之間的關系，學術界尚未得到一致結論。部分學者研究認為融資約束對企業全要素生產率具有抑制作用。Gatti 等[3]將信貸可獲得性作為融資約束的衡量指標，研究了保加利亞企業融資約束與全要素生產率之間的關系，認為信貸可獲得性與企業全要素生產率之間具有正向關系。何光輝等[4]采用GMM估計方法比較了資金獲得性在國有企業和民營企業之間的差異，研究認為民營企業更易存在融資約束，并且對企業生產率具有顯著影響。任曙明[5]采用雙邊隨機前沿方法對中國裝備制造企業融資約束與全要素生產率之間的關系進行了分析，認為裝備制造企業融資約束對全要素生產率起制約作用。同時，也有一部分學者研究認為受融資約束的企業為了能夠生存下來，將會提高自身生產效率。Dhawan[6]對美國上市公司數據進行了研究，認為規模較小的企業盡管受到融資約束程度更大，但其生產效率也有更大提升。鄧可斌等[7]運用中國上市公司數據檢驗了融資約束與企業生產效率之間的正相關關系，認為融資約束有助于提高企業的生產效率?？梢姡诓煌瑖液彤a業之間，學者對于融資約束與企業全要素生產率之間的關系有不同的結論。

目前國內學者對體育企業融資約束和體育產業高質量發展的研究大多從宏觀視角出發，以定性分析為主，較少對微觀體育企業進行研究，對于融資約束與中小體育企業之間關系的定量研究更是匱乏?；诖耍疚囊晕⒂^體育企業為研究視角，進行以下分析。一是構建我國中小體育企業融資約束指標，對中小體育企業面臨的融資約束問題進行定量衡量，為本文后續研究提供時變性和連續性度量；二是利用LP 方法測算我國中小體育企業全要素生產率，從理論機制和實證檢驗兩個方面分析融資約束對中小體育企業全要素生產率的影響，同時分析政府補助對該影響是否起到緩解作用；三是采用系統GMM 估計方法和指標替換方式對本文研究結果進行穩健性檢驗，以提高研究的精確性。

一、融資約束與中小體育企業全要素生產率的理論分析

（一）我國中小體育企業面臨的融資約束

當前，我國中小體育企業融資模式主要以公開體育資本市場、金融機構信貸、政府財政撥款和私募基金為主。受中小體育企業性質和產業特點影響，各融資模式都面臨不同程度的約束，具體體現在以下幾個方面。

1.公開體育資本市場惠及企業較少，發揮功能有限。資本市場是金融支持體育企業發展的重要形式，當前我國公開體育資本市場已形成了上海、深圳證券交易所主板市場、深圳創業板市場和全國中小企業股份轉讓系統“新三板”市場的多層次體系[8]。但現階段公開體育資本市場推動體育產業發展的效果并不理想，在主板市場上市的企業具有嚴格的財務門檻和金融法規要求，往往是較成熟和高利潤的大型企業，并且為了保持在主板市場上市，許多體育企業都將主營業務轉到如房地產等投資回報率較高的行業，資本市場上的資金并沒有真正運用到體育行業中，對體育產業發展的支持十分有限[9]。創業板市場也對企業凈資產和營業收入等有明確限制要求，目前我國大多數中小體育企業仍難在創業板市場上市。此外，2013 年擴容的新三板市場雖逐漸成為我國中小體育企業的主要融資渠道，但很多中小體育企業在新三板掛牌后并沒有進行實質性的定向增發融資，且近年來眾多體育類掛牌企業選擇在新三板市場退市，截至2018 年底，新三板退市體育企業占比達38.82%，新三板市場并未完全發揮其融資效能。

2.金融機構與企業之間信息不對稱，信貸配給不足。由于資本市場限制和自身條件不足，金融機構信貸主導下的間接融資模式成為當前我國中小體育企業的重要融資途徑。但中小體育企業普遍規模較小，特別是體育服務類企業，固定資產占比較少，能作為抵押貸款的資產有限，金融機構對其資信程度難以研判。同時，體育產業包含門類眾多，多數體育企業擁有較多的體育無形資產，如體育辦賽權、賽事轉播權、特許經營權等[10]。但目前體育無形資產沒有統一的評估管理機制，利用無形資產作為抵押融資無法像固定資產一樣具有確切的量化價值，對體育企業的估值存在眾多約束。資信評級不完善和無形資產評估不健全使體育企業與金融機構之間存在信息不對稱，極大程度地限制了金融機構對中小體育企業的信貸配給。

3.政府政策配套不完善，財政支持有限。近年來，政府對體育產業發展給予了一系列政策支持，如國務院46 號文《關于加快發展體育產業促進體育消費的若干意見》中提出對符合條件的企業、社會組織給予項目補助、貸款貼息和獎勵[11]。但相比大型體育企業和國有體育企業，以民營企業為主的中小體育企業得到政府補助的金額較小，財政資金在中小體育企業的分配十分有限。同時，相應的支持政策缺乏長期性和穩定性，許多政策屬于臨時性激勵政策，導致社會資本對中小體育企業的投資預期不明確，政策效果不明顯。財政資金分配不足和政策不穩定使得體育企業無法及時獲得外部資金支持。

4.私募基金發展不成熟，融資效率不高。受益于我國整體金融市場的發展，近年來非公開市場的股權融資發展迅速，體育產業私募基金也逐漸興起。但當前我國體育產業發展水平有限，符合市場投資要求的體育投資標的較少，且我國體育產業私募基金起步較晚，交易和退出機制尚不成熟。政府體育產業投資基金作為我國體育產業私募股權投資基金的重要組成部分，同時受行政和市場的雙重束縛，導致政府體育產業投資基金在管理和投資效率方面受到諸多限制。整體而言，目前我國中小體育企業利用私募基金融資的數量有限，且融資效率不高。

（二）融資約束與中小體育企業全要素生產率的機制分析

在現實經濟中，金融市場和企業之間普遍存在信息不對稱、交易成本以及委托-代理問題[12]，由此產生的融資約束對企業全要素生產率有顯著影響。處于擴張期和成長期的中小體育企業，需要大量資金作為企業經營和投資的保障，如果無法在外部獲取資金或者在取得外源資金時需要花費大量融資成本，那么企業在經營過程中就會受到資金約束，放棄一些有利投資和經營決策，如購買體育賽事版權、賽事轉播權和特許經營權等，從而限制了中小體育企業的投資和發展機會，無法使其投資和經營達到最優配置水平，降低了企業生產效率。同時，在我國經濟發展從要素驅動、投資驅動轉向創新驅動的大背景下，創新成為推動我國體育產業演化的直接動力。中小體育企業需要通過科技創新來開發新的體育產品和服務，如體育智能穿戴設備、體育智能場館建設、體育賽事轉播技術等，這些都需要企業加大研發力度，進行技術創新。但如果受到融資約束的作用，企業沒有資金進行研發或前期進行的研發由于資金約束而無法推進時，企業將面臨巨大損失，導致企業全要素生產率下降。

政府補助是指企業從政府無償取得的貨幣性資產或非貨幣性資產[13]，任曙明認為，政府補助完全抵消了融資約束對企業生產率的負面效應[5]。近年來，為促進體育產業發展，政府對體育產業給予了相應的政策支持和政府補助。政府補助對于中小體育企業有直接的資金支持作用，在一定程度上緩解了融資約束，直接或間接地增加了企業技術創新和管理創新經費，進一步改善了企業研發環境，有利于提高企業生產效率。此外，政府補助具有強烈的政策導向，能夠向外部投資機構提供體育企業未來良好發展的信號，吸引外部資金流向體育企業，對融資約束起到調節作用。通過對以上中小體育企業融資約束、政府補助與企業全要素生產率的機制分析，本文提出如下假設：

研究假設1：融資約束對中小體育企業全要素生產率具有抑制作用。

研究假設2：政府補助在一定程度上緩解了融資約束對中小體育企業全要素生產率的負向作用。

二、中小體育企業融資約束指標的衡量

關于企業融資約束的衡量，眾多學者進行了研究并取得了一定成果。其中Fazzari 等、Kaplan和 Zingales、Lamont 等、Whited 和 Wu、Hadlock 和Pierce 等學者的研究最具有代表性。Fazzari 等最早提出融資約束假說，通過建立投資-現金流模型來衡量企業融資約束的情況[14]。Kaplan 和Zingales 在對Fazzari 的研究提出質疑的同時，通過建立多變量財務數據構建了融資約束指數，以反映各企業的相對約束程度[15]。Lamont 等在Kaplan 和Zingales的研究基礎上，利用邏輯回歸的加權方法建立了KZ 指 數[16]。Whited 和 Wu 采用了 GMM 估 計 方法 ，在構建歐拉方程的基礎上建立了WW 指數，通過資本的影子價格來衡量融資約束[17]。Hadlock 和Pierce 認為KZ 指數和WW 指數在測量企業融資約束時存在內生性，因此他們利用企業規模和企業年齡兩個外生型變量構建了SA 指數[18]。KZ 指數、WW 指數和SA 指數都是基于發達資本市場的上市公司數據而構建，使用此類指數來衡量我國中小體育企業的融資約束顯然不合適。因此，本文借鑒Musso 等[19]和Bellone[20]的研究思路，針對我國中小體育企業的多元融資渠道，構建了融資約束綜合指標體系（表1）。此方法構建的融資約束綜合指標可以為本文提供時變性和連續性度量，并能夠相對充分地衡量復雜的企業財務指標。本文的樣本數據選自新三板掛牌體育類企業，共選取符合要求的85 家中小體育企業2013—2019 年數據①，剔除指標缺失的企業樣本，最終得到477 個觀測值的非平衡面板數據，數據來源于全國中小企業股份轉讓系統和wind金融數據庫。

表1 中小體育企業融資約束指標體系

指標說明：①內源融資約束：選取的指標為現金存量比率，用貨幣資金占總資產的比重衡量?，F金存量比率越高，代表企業可用資金越充分，受內源融資約束越小。②商業信貸約束：選取的指標為商業信貸比率，用應收賬款占總資產的比重衡量。應收賬款代表企業作為賣方向其他買方提供的商業信貸額度，應收賬款額度越高，企業越可能成為商業信貸供給方[21]，商業信貸比率越高，代表企業受商業信貸約束越小。③外源融資約束：借鑒Musso 等相關研究，選取企業規模、固定資產凈值率、清償比率、流動比率等指標衡量。企業規模越大，代表企業獲得金融機構貸款的可能性越大；固定資產凈值率代表固定資產可以被作為抵押資產的比率，該指標越高，企業進行外源融資的可能性越大；清償比率和流動比率都是衡量企業償還債務能力的指標，兩個指標越高，代表企業償還債務的能力越強，受外部融資約束越小[21]。④盈利能力：選取的指標為資產收益率和銷售凈利率，兩個指標越高，代表企業獲利能力越強，有較好的投資預期，更利于吸引投資機構，企業受融資約束的可能性越小。

借鑒Musso等和Bellone等的研究方法，按照以下步驟構建中小體育企業融資約束指標得分。首先，以現金存量比率為例，體育企業在同一年中現金存量比率排在0%～20%的計為5分、20%～40%的計為4分、40%～60%的計為3分、60%～80%的計為2 分以及80%～100%的計為1 分。其次，分別計算每個年度中每個體育企業在上述8類指標中的分數值，通過加總得到融資約束指標。融資約束指標值越高，代表企業融資環境越好，企業受融資約束的程度越小。再次，對加總得到的融資約束指標值進行標準化處理，將指標標準化為1～10 的區間內。

從表2融資約束指標統計情況來看，體育制造類企業融資約束指標的均值高于體育服務類企業，說明體育制造類企業的融資環境優于體育服務類企業，受融資約束的程度更小。通過統計學假設性檢驗方法，進一步檢驗體育制造類企業和體育服務類企業的融資約束指標是否有顯著性差異，由于樣本數據不符合正態分布，故采用Mann-Whitney 非參數檢驗法對體育制造類企業和體育服務類企業的融資約束指標進行統計檢驗，檢驗得到的P值為0.001，表明在5%的顯著性水平下，體育制造類企業和體育服務類企業受融資約束的程度有明顯差異，即體育制造類企業所受融資約束要小于體育服務類企業。這與體育企業資產結構有關，通常體育服務類企業資產結構中固定資產占比較少，無形資產比重更大，能作為抵押貸款的資產有限，投資機構對其資信程度較難研判，使得體育服務類企業受融資約束的程度更大。

表2 中小體育企業融資約束指標統計表

三、基本模型設定和變量選取

考慮體育企業之間存在異質性，每個體育企業可能存在不隨時間變化的遺漏變量，以及2013—2019 年經濟形勢不同，可能存在不隨體育企業個體變化的時間效應，本文選取雙向固定效應模型作為研究融資約束與中小體育企業全要素生產率之間關系的基準模型，模型如下：

其中，i 為企業標記，t 為年份標記，TFPit為體育企業全要素生產率，FINit為體育企業融資約束指標，Controlsit為控制變量，μi為體育企業個體固定效應，μt為時間固定效應。

變量說明：①被解釋變量：企業全要素生產率。目前國內通常計算企業全要素生產率的方法主要是利用半參數估計的OP 方法和LP 方法。OP方法中投入變量涉及企業投資，本文樣本為中小體育企業，而中小體育企業大多未進行過投資，即投資數據為0，若采用OP 方法將缺失較多樣本數據，因此本文企業全要素生產率參考魯曉東等[22]和胡本偉[23]的研究方法，利用LP 方法計算。產出變量用“主營業務收入”替代，投入變量中的勞動投入采用現金流量表中的“支付給職工以及為職工支付的現金”，資本存量用“企業固定資產凈值”，中間投入變量用“購買商品和勞務支付的現金”[23]，利用stata15.0軟件計算每個體育企業每個年度的全要素生產率。②解釋變量：融資約束指標。計算融資約束指標值，融資約束指標值越大，代表融資環境越好，企業受融資約束程度越小。③控制變量：考慮企業全要素生產率的影響因素，參考任曙明等[5]、鄧可斌等[7]、楊源源等[24]學者的研究，本文選取的控制變量為企業規模、企業年齡、盈利能力、企業杠桿率、政府補助、研發投入和經營現金流。

表3 變量定義及測度

四、實證結果與穩健性檢驗

（一）實證結果分析

表4 為各變量描述性統計結果，利用LP 方法計算的企業全要素生產率介于3.53～12.14 之間，融資約束指標介于1～10 分之間，均值為5.524，各體育企業之間有較大差異，符合計量模型的檢驗要求。

表4 變量描述性統計結果

利用stata15.0軟件分別對樣本數據建立混合回歸模型、固定效應模型和隨機效應模型。對混合回歸模型和固定效應模型進行檢驗，結果顯示，在對原假設為“所有體育企業的個體效應=0”的檢驗中，F 檢驗的P 值為0，代表固定效應模型優于混合回歸模型，即每個體育企業存在個體效應[25]。同時，檢驗模型中的時間效應，對所有年度虛擬變量聯合顯著性進行檢驗，結果拒絕“無時間效應”的原假設，即模型中包括不隨體育企業個體變化的時間效應[25]。此外，對模型進行Hausman 檢驗，結果發現P 值為0.0009，故拒絕“體育企業個體效應與變量不相關”的原假設，認為應該使用固定效應模型[25]。因此，本文選取雙向固定效應模型作為研究的基準模型。表5 第（1）-（3）列分別表示混合回歸模型、固定效應模型和隨機效應模型的估計結果。

表5 模型回歸結果

雙向固定效應模型即表5 第（2）列結果顯示，融資約束指標與中小體育企業全要素生產率為正向關系，代表企業融資環境越好，受融資約束程度越小，則企業全要素生產率越高，表示融資約束對中小體育企業全要素生產率存在抑制作用?？刂谱兞恐?，企業規模、企業年齡、資產負債率和研發投入與中小體育企業全要素生產率為正向關系，且通過顯著性檢驗，代表企業資產規模越大、公司成立時間越長、杠桿率越大以及研發投入越多，則越可能提高企業全要素生產率。政府補助在模型中盡管與中小體育企業全要素生產率呈正向關系，但并未通過顯著性檢驗，說明政府補助對中小體育企業的促進作用不明顯。

進一步分析政府補助是否在一定程度上緩解了融資約束對中小體育企業全要素生產率的負向作用。表5 第（4）列模型中加入了政府補助與融資約束的交互項，結果顯示，政府補助與融資約束的交互項呈負向關系，且未通過顯著性檢驗，說明政府補助并沒有緩解中小體育企業融資約束問題，原因可能是政府補助在中小體育企業間沒有進行有效配置，且由于中小體育企業補助政策不穩定，政府補助未能向投資機構釋放良好的信號效應。

（二）穩健性檢驗

考慮融資約束指標衡量與全要素生產率測算都是企業層面的數據，兩者之間可能存在內生性問題，因此本文采用系統GMM 估計方法重新對融資約束與中小體育企業全要素生產率之間的關系進行檢驗，并用流動性約束指標替換融資約束指標進行穩健性分析，使本文研究結果更加穩健。具體檢驗如下：

1.系統GMM估計方法。系統GMM估計方法是處理內生性問題的一種常用方法，將方程差分系統和水平系統結合一起，將解釋變量滯后性和差分項滯后性作為系統工具變量，從而提高估計的有效性[26]。本文采用兩步系統GMM 估計方法，檢驗結果顯示模型不存在二階自相關，且通過了Sargan 過度識別檢驗，表明模型的建立是有效的。表6 第（1）列結果顯示，融資約束對中小體育企業全要素生產率仍然具有抑制效應，大部分控制變量指標與前文指標的回歸方向一致且通過顯著性檢驗，代表本文實證結果是穩定可靠的。

2.用流動性約束指標替換融資約束指標。參考Cleary 等[27]學者采用流動性約束指標來考察企業融資約束情況，本文用流動性約束指標（FCT）替換融資約束指標（FIN），流動性約束=（流動資產-流動負債）/企業總資產。流動性約束指標越大，代表企業融資環境越好，受融資約束程度越小。表6第（2）列為估計結果，研究結果表明流動性約束與企業全要素生產率之間為正向關系，代表融資約束對企業全要素生產率具有抑制作用，其他控制變量指標與前文指標的回歸方向一致且通過顯著性檢驗，代表本文研究結果具有較好穩健性。

表6 穩健性分析回歸結果

五、結論和建議

融資難問題一直是制約我國中小體育企業發展的主要因素。本文分析了當前我國中小體育企業面臨的融資約束問題，從定量角度衡量了中小體育企業所受融資約束程度，并探討了融資約束對中小體育企業全要素生產率的影響。研究結果表明：一是中小體育企業受產業特點和自身企業性質影響，在公開體育資本市場、金融機構信貸、政府財政撥款和私募基金等融資渠道方面都面臨不同程度的融資約束，其中體育服務類企業所受融資約束大于體育制造類企業；二是融資約束對中小體育企業全要素生產率具有抑制作用；三是政府補助并未緩解融資約束對中小體育企業全要素生產率的負向作用。基于以上結論，本文提出如下建議：

1.開發體育產業鏈金融模式。受制于自身條件不足和傳統融資渠道限制，中小體育企業亟須創新融資模式來拓展融資渠道。產業鏈金融作為一種突破傳統融資模式的貸款方式，為中小體育企業融資提供了新的途徑。在體育產業鏈中，中小體育企業一般處于產業鏈的上游和下游環節，對體育核心企業發展起支撐作用，是體育產業鏈中不可或缺的重要環節。產業鏈金融模式就是以體育產業鏈中的體育核心企業為依托，利用體育核心企業商業價值高、資產規模大、更易受金融機構投資青睞等特點，將體育產業鏈中的體育核心企業與上下游中小體育企業實行信用捆綁，通過體育核心企業的授信，金融機構可為體育核心企業上下配套的中小體育企業提供融資服務。

2.創新體育金融產品。體育金融產品創新可以有效拓展中小體育企業的融資渠道，緩解中小體育企業融資難的問題。政府部門可以聯合金融機構，結合地方體育產業特色，推出相應的體育信貸產品。例如，廣東省體育局聯合中國銀行，推出了“中銀體育通寶”普惠金融貸款產品，通過放寬抵押限制、優化授信政策等支持體育企業發展[28]。此外，可充分發揮債券產品的靈活性，推廣如賽事版權、賽事轉播權、特許經營權等為債券標的的債券產品，亦可借鑒國外體育債券產品的發行經驗，將體育場館建設和項目收入等作為債券標的進行發行[9]。

3.建立體育無形資產評估體系。上述研究結果顯示我國體育服務類企業所受融資約束大于體育制造類企業，這與體育服務類企業發展特點有關。大多數體育服務類企業擁有較多的體育無形資產，但目前沒有統一的評估管理機制，因此利用無形資產作為抵押融資，無法像固定資產一樣有確切的量化價值。政府有必要建立體育無形資產評估體系，將體育企業商譽類、合同類、技術類等無形資產進行分類量化，建立一套完整適用于體育無形資產分類標準的評估體系；同時引進第三方資產評估機構，通過合理量化體育無形資產的價值建立體育企業與金融市場在評估、定價和抵押之間的渠道。

4.完善體育企業融資信用服務平臺。體育企業與金融機構之間信息不對稱使金融機構對體育企業的資信程度難以研判，造成了體育企業融資難的問題。2019 年上線的“全國中小企業融資綜合信用服務平臺”（簡稱“信易貸”平臺）推動了“政、銀、企”之間的信息互通。但目前參與該平臺的主要是大數據、人工智能等高科技企業，體育類企業參與度不高，利用“信易貸”平臺有限。各級地方政府應積極引導體育企業和金融機構加入“信易貸”平臺，在平臺中定期發布體育企業授信業務“白名單”，打通金融機構與中小體育企業之間的信息渠道，為金融機構提供更加全面的體育數據服務，也為“白名單”中的中小體育企業提供更為優惠和便捷的融資支持，減少體育企業和金融機構之間的交易成本。

5.制定系統性、針對性和配套性政策。當前我國體育產業政策多為宏觀層面的政策，缺少系統性和針對性，且各政策之間沒有形成有效的耦合配套，造成了政府補助在促進體育企業全要素生產率提高以及緩解融資約束對中小體育企業全要素生產率的負向作用方面并未發揮效能。政府應建立中小體育企業發展的長效機制，在制定政策方面應具有系統性和針對性。例如，針對不同門類的體育企業，應細化體育制造類企業、體育服務類企業和體育建筑類企業在資金補助、融資優惠、稅收減免等方面的政策細則，適當對融資擔保困難的體育服務類企業進行政策補充和傾斜。此外，還應有配套性的政策組合加快相關政策落地，使政策效力得到有效發揮。

注釋

①截至2018年12月31日，總共有85家體育類企業在新三板掛牌，其中包括以全國中小股份轉讓系統管理型二級行業分類的52家體育類企業和符合《國家體育產業統計分類》標準的33 家以體育為主營業務的企業。