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企業(yè)信貸約束測量方法綜述

有關(guān)企業(yè)信貸約束的研究要追溯到Fazzari等﹙1988﹚［6］，他們將投資—現(xiàn)金流的敏感度作為衡量企業(yè)融資約束的指標(biāo)，其理論基礎(chǔ)是企業(yè)的投資決策不僅要考慮一個投資項目受益的凈現(xiàn)值，還要考慮外部融資的難易程度以及內(nèi)部融資比例的大小。該理論基礎(chǔ)的前提假設(shè)是信息不對稱問題的存在使得企業(yè)的內(nèi)部融資成本低于外部融資成本，因此在企業(yè)內(nèi)部現(xiàn)金流增加的情況下，受到融資約束的企業(yè)會增加當(dāng)期投資，而沒有受到融資約束的企業(yè)對這種現(xiàn)金流的變化則不敏感。其主要思想是將現(xiàn)金流變量加入到TobinQ的投資方程之中，以捕捉資本市場的不完善。Hubbard﹙1998﹚［18］對此類文獻有過詳細的回顧。但是Kaplan和Zingale﹙1997﹚［19］反對這一觀點，認為Fazzari等﹙1988﹚所得到的實證結(jié)果沒有強有力的經(jīng)濟學(xué)理論加以支持；他們以Fazzari等﹙1988﹚的實證為基礎(chǔ)，反而證偽了其提出的假說，即對于信貸約束更小的企業(yè)，其投資—現(xiàn)金流的敏感度會更強。但這一分析也存在問題，即先驗的企業(yè)信貸約束標(biāo)準(zhǔn)是否有效？事實發(fā)現(xiàn)，他們定義的信貸約束企業(yè)大部分都陷入財務(wù)困境。值得肯定的是，如果一個企業(yè)受到融資約束，那么它肯定會對流動性有較強的偏好。在Fazzari等﹙1988﹚之后，投資—現(xiàn)金流敏感度的分析得到廣泛的應(yīng)用。Almeida等﹙2004﹚［20］在此基礎(chǔ)上提出使用現(xiàn)金—現(xiàn)金流敏感度﹙cash-cashflowsensitivity﹚作為衡量企業(yè)融資約束的指標(biāo)，其中衡量信貸約束的變量有股息支付率﹙payoutratio﹚，用股息支付與營業(yè)收入額的比率來表示；企業(yè)規(guī)模大??；Kaplan和Zingales提出的KZ指數(shù)；公司債券評級﹙BondRatings﹚和商業(yè)票據(jù)評級﹙commercialpaperratings﹚。投資—現(xiàn)金流敏感度分析的普及主要是因為信貸約束反映的是資本的影子價格，而現(xiàn)實中所觀察到的企業(yè)所面臨的資本價格均是在借貸行為發(fā)生后的價格，而無法觀察到企業(yè)由于信貸約束無法完成投資的情況下所愿意支付的資本價格。比如，一個項目的投資回報率是10%，企業(yè)所愿意支付的最大資本價格便是10%，但是由于銀行發(fā)放給該企業(yè)的貸款利率為15%，此時借貸行為并未發(fā)生，也就無法從企業(yè)的財務(wù)信息中了解此時企業(yè)愿意支付的資本價格，從而無法衡量企業(yè)的信貸約束程度。如果要準(zhǔn)確衡量企業(yè)的信貸約束，就有必要估計出資本的影子價格。諸多學(xué)者提出用歐拉方程方法進行估計，影子價格越高說明信貸約束程度越高，反之亦然。該方法由Whited和Wu﹙2006﹚［21］發(fā)展起來，逐漸形成了衡量企業(yè)信貸約束的WW指標(biāo)。WW指標(biāo)是六個要素的線性組合，即現(xiàn)金流、紅利支付的虛擬變量、杠桿、企業(yè)規(guī)模、工業(yè)銷售增長率、企業(yè)銷售增長率，以此計算出資本的影子價格。其優(yōu)勢在于它能夠放松企業(yè)凈收入方程線性齊次性﹙linearhomogeneity﹚的假定，估計出企業(yè)信貸約束的程度，這種程度可以在不同的企業(yè)間進行比較，而不像投資—現(xiàn)金流敏感度的分析只能得出企業(yè)是否受到信貸約束的結(jié)論。本文使用了類似于此的方法，具體而言，以Love﹙2003﹚［13］以及Whited和Wu﹙2006﹚［21］的方法為基礎(chǔ)，利用企業(yè)的最優(yōu)化行為得到一個結(jié)構(gòu)性方程，以此估計中國A股上市企業(yè)的股權(quán)集中度對信貸約束程度的影響。

企業(yè)信貸約束的衡量

按照Love﹙2003﹚［13］、Whited和Wu﹙2006﹚［21］的方法，企業(yè)的最優(yōu)行為便是最大化企業(yè)的價值。Vi0=maxEi0∑∞t=0β0，tDit﹙1﹚其中，Vi0是企業(yè)i在0期時的價值，β0，t是0期至t期的貼現(xiàn)因子，Dit為企業(yè)紅利。企業(yè)的約束條件有：Dit=Π﹙Kit，εit﹚−C﹙Iit，Kit﹚−Iit﹙2﹚Ki，t+1=Iit+﹙1−δi﹚Kit﹙3﹚Dit≥0﹙4﹚其中，Π為企業(yè)利潤函數(shù)，C為企業(yè)投資的調(diào)整成本函數(shù)，Kit為資本，Iit為投資，δ為折舊率。根據(jù)一階條件可以求得：Eitβt1+ηt+11+ηt［∂Π∂Ki，t+1+﹙1−δi﹚﹙∂C∂Ii，t+1+1﹚］=∂C∂Iit+1﹙5﹚其中，ηt為約束條件﹙4﹚式的拉格朗日乘子，它表示外部融資的影子成本，∂C/∂I表示投資調(diào)整的邊際成本，∂Π/∂K是企業(yè)的邊際利潤，Ωt=﹙1+ηt+1﹚/﹙1+ηt﹚為外部融資的相對成本。在完美信貸市場中ηt等于0，此時外部融資的相對成本便為1，企業(yè)沒有受到信貸約束。當(dāng)前的投資成本為投資調(diào)整的邊際成本與投資品的價格之和，這個價格標(biāo)準(zhǔn)化為1，因此上式的右端是當(dāng)前投資的邊際成本；而當(dāng)前投資所放棄的收益為資本的邊際利潤與下一期的調(diào)整成本和投資品價格之和的貼現(xiàn)，因此，上式的左端便是當(dāng)前投資所放棄的收益。歐拉方程所隱含的喻義便是當(dāng)前投資所放棄的收益要等于當(dāng)前投資的成本。在不完美的信貸市場中，Ωt取決于企業(yè)可觀察到的財務(wù)指標(biāo)，與Love﹙2003﹚［13］一樣，此處將Ωt看成是現(xiàn)金存量與資產(chǎn)之比的函數(shù)，其理論根據(jù)在于，如果沒有足夠的內(nèi)部資金，那么受到約束的企業(yè)將無法進行可盈利的投資。本文額外加入股權(quán)結(jié)構(gòu)變量，以考察企業(yè)股權(quán)結(jié)構(gòu)對Ωt的影響。在此令：Ωt=α0i+﹙α1+α2OwnershipStrit﹚CASHi，t−1，其中OwnershipStr為企業(yè)股權(quán)結(jié)構(gòu)變量，CASH是現(xiàn)金及現(xiàn)金等價物與資本存量的比值。如果企業(yè)沒有受到信貸約束，Ωt為1，現(xiàn)金存量對企業(yè)投資決策沒有影響；如果受到信貸約束，則現(xiàn)金存量對企業(yè)投資決策的影響將會存在；同樣如果股權(quán)結(jié)構(gòu)對企業(yè)信貸約束產(chǎn)生影響，則這種影響會通過現(xiàn)金存量而影響到企業(yè)的投資決策。根據(jù)Gilchrist和Himmelberg﹙2008﹚［22］的研究，進一步假設(shè)∂Π/∂K=﹙αk/κ﹚﹙S/K﹚，其中αk為資本所得，κ為加成﹙Mark-up﹚常數(shù)，S為主營業(yè)務(wù)收入。此時，MPK≈c+i+﹙S/K﹚。按照Love﹙2003﹚的設(shè)定，令下式成立：∂C∂Iit=α﹙IKit−gIKi，t−1−υi﹚﹙6﹚將假定的利潤函數(shù)和投資調(diào)整成本函數(shù)帶入歐拉方程，可以得到一個非線性的方程，此處按照Love﹙2003﹚的方法對歐拉方程進行一階泰勒展開，則有：βtΩt﹛.﹜t≈c+γθΩt+γ﹛.﹜t+θβt﹙7﹚其中﹛.﹜t是歐拉方程左邊方括號內(nèi)的式子。此外，本文用表示未來投資機會的TobinQ代替原方程中的﹙I/K﹚i，t+1，由此得到以下結(jié)構(gòu)性計量模型：﹙IK﹚it=β1Qi，t+β2﹙IK﹚i，t−1+β3﹙SK﹚it+β4CASHi，t−1+β5OwnershipStritCASHi，t−1+β6OwnershipStrit+εit本文所關(guān)注的是β5。如果β5顯著，說明股權(quán)結(jié)構(gòu)對企業(yè)信貸約束產(chǎn)生了影響。具體而言，β5顯著為正，表明股權(quán)集中度加劇了企業(yè)信貸約束程度，假說1成立；β5顯著為負，表明股權(quán)集中度的提高緩解了企業(yè)的信貸約束程度，假說2成立。

股權(quán)集中度對企業(yè)信貸約束影響的實證研究

﹙一﹚數(shù)據(jù)描述本文使用1998年~2009年中國A股上市企業(yè)的數(shù)據(jù)樣本，數(shù)據(jù)均來自CCER色諾芬數(shù)據(jù)庫﹙一般上市公司財務(wù)數(shù)據(jù)庫與上市公司治理結(jié)構(gòu)數(shù)據(jù)庫﹚?？紤]到金融企業(yè)持有現(xiàn)金更多是為了滿足資本借貸的需要，公共部門持有現(xiàn)金的決策可能受行政指令因素的影響更大，而不是文獻中記載的為了對未來的投資機會進行儲蓄之類的經(jīng)濟原因，因此在樣本選擇中根據(jù)CIGS的企業(yè)分類，實證中排除了金融部門和公共部門企業(yè)。此外還刪除了樣本中存在嚴重數(shù)據(jù)缺失的個體。表1為選取的主要變量的數(shù)據(jù)描述，其中投資通過固定投資凈值和累積折舊計算得來，CR_5、CR_10、Herf_5和Herf_10均為衡量股權(quán)集中度的變量。表2為主要變量之間的相關(guān)系數(shù)，從中可以發(fā)現(xiàn)CR_5、CR_10、Herf_5和Herf_10四個指標(biāo)有比較強的正相關(guān)性。﹙二﹚股權(quán)集中度對企業(yè)信貸約束的影響本文在此使用的是GMM估計。先對結(jié)構(gòu)性方程進行差分，消除企業(yè)個體效應(yīng)，然后使用滯后兩期的變量作為工具變量。表3為股權(quán)結(jié)構(gòu)對企業(yè)信貸約束影響的初步實證結(jié)果。在回歸模型中加入反映企業(yè)股權(quán)構(gòu)成的變量Control，如果企業(yè)最終控制人為國家，那么該變量為1，否則為0。表3中的模型﹙1﹚為基準(zhǔn)模型，β4的估計結(jié)果顯著為正，說明企業(yè)內(nèi)部資金對企業(yè)的投資行為產(chǎn)生了影響，內(nèi)部資金越大，當(dāng)期投資越多，該結(jié)果表明中國A股上市企業(yè)的信貸約束問題是存在的。因為如果不存在信貸約束，則企業(yè)的投資行為不會受到內(nèi)部資金的影響，β4的估計結(jié)果也會不顯著。模型﹙2﹚~﹙5﹚中的關(guān)鍵解釋變量分別為CR_5、CR_10、Herf_5、Herf_10與CASH的交叉項。模型﹙2﹚中交叉項的估計系數(shù)為負但不顯著。模型﹙3﹚~﹙5﹚中估計結(jié)果均顯著為負。模型﹙2﹚、﹙3﹚和﹙5﹚的J檢驗的p值均大于10%，模型﹙1﹚和﹙4﹚的J檢驗p值略低于10%，這也基本接受了過度識別檢驗的原假設(shè)。模型﹙1﹚~﹙5﹚的AR﹙1﹚檢驗表明計量模型的殘差存在一階自相關(guān)，這是因為模型進行了一次差分，殘差項理應(yīng)存在一階的自相關(guān)。AR﹙2﹚檢驗則表明計量模型的殘差項不存在二階自相關(guān)，即原模型的殘差項不存在序列相關(guān)。以上檢驗均表明本文計量模型的設(shè)定具有一定的合理性。表3中的回歸結(jié)果說明股權(quán)集中度的增加反而有利于減輕企業(yè)的信貸約束程度。大股東的存在能夠部分緩解委托問題，股權(quán)集中度的提高使得投資決策更容易進行，外部投資者更愿意提供資金，這也驗證了假說2。由于大股東占有企業(yè)大部分股份，其利益一般與企業(yè)利益相一致，因此，大股東能夠通過其擁有的對企業(yè)資產(chǎn)的控制權(quán)來實現(xiàn)自身利益和企業(yè)利益的最大化，并且企業(yè)股權(quán)集中度的提高有助于促進企業(yè)投資決策的效率，從而能夠及時把握住投資機會。企業(yè)良好發(fā)展態(tài)勢將會吸引更多的外部投資者，其外部融資成本也將有所下降，外部融資環(huán)境的改善又會進一步促進企業(yè)的發(fā)展，企業(yè)也能因此加大投資力度、研發(fā)投入及股利支付。同時，對于中國企業(yè)而言，大股東存在而導(dǎo)致的負的塹壕效應(yīng)并不明顯，缺乏股權(quán)制衡導(dǎo)致的更嚴重的信息不對稱程度對外部融資的影響不占據(jù)主導(dǎo)。﹙三﹚穩(wěn)健性檢驗表3中的回歸結(jié)果表明，股權(quán)集中度的提高有助于緩解企業(yè)的信貸約束程度，但是關(guān)于回歸系數(shù)也可能存在其他解釋，為此需要對前文結(jié)論進行穩(wěn)健性檢驗。具體如下：首先，添加企業(yè)規(guī)模變量。規(guī)模較小的企業(yè)相對而言存在較大的信息不對稱，這會導(dǎo)致較大程度的信貸約束，相反，規(guī)模大的企業(yè)受到較小程度的信貸約束。如果股權(quán)結(jié)構(gòu)與企業(yè)規(guī)模有關(guān)聯(lián)，那么就會存在這樣的可能，即事實上不是股權(quán)結(jié)構(gòu)而是企業(yè)規(guī)模影響信貸約束。為了檢驗企業(yè)的規(guī)模效應(yīng)對前文結(jié)論的影響，本文用資產(chǎn)的對數(shù)來衡量企業(yè)的規(guī)模，在此加入企業(yè)規(guī)模以及企業(yè)規(guī)模與CASH的交叉項。如果在加入這些額外解釋變量之后，企業(yè)股權(quán)結(jié)構(gòu)與CASH的交叉項依然顯著為負，則說明股權(quán)結(jié)構(gòu)并不是通過對企業(yè)規(guī)模的影響而影響到企業(yè)的投資行為，假說2將依然成立。表4是對企業(yè)規(guī)模效應(yīng)的穩(wěn)健性檢驗結(jié)果。模型﹙1﹚~﹙5﹚中，企業(yè)規(guī)模與CASH交叉項的回歸系數(shù)β5顯著為負，表明企業(yè)規(guī)模越大，企業(yè)的信貸約束程度越小。模型﹙2﹚中股權(quán)結(jié)構(gòu)與CASH交叉項的回歸系數(shù)β5為負，但不顯著；模型﹙3﹚~﹙5﹚中，股權(quán)結(jié)構(gòu)與CASH交叉項的回歸系數(shù)β5同樣顯著為負。此外，模型﹙1﹚~﹙4﹚的J檢驗的p值均大于10%，模型﹙5﹚的J檢驗p值略低于10%，也可基本接受過度識別檢驗的原假設(shè)。模型﹙1﹚~﹙5﹚的AR﹙1﹚檢驗表明計量模型的殘差存在一階自相關(guān)，AR﹙2﹚檢驗則表明計量模型的殘差項不存在二階自相關(guān)。以上檢驗均表明計量模型的設(shè)定具有一定的合理性。這與表3中的估計結(jié)果類似，進而驗證了表3結(jié)果的穩(wěn)健性，即考慮企業(yè)的規(guī)模效應(yīng)時，企業(yè)股權(quán)集中度的提高同樣會緩解企業(yè)的信貸約束程度。其次，使用現(xiàn)金流與資產(chǎn)的比值﹙CF﹚來替代原變量CASH。因為企業(yè)內(nèi)部的現(xiàn)金流也可以反映企業(yè)內(nèi)部資金的充裕程度，并且Fazzari等﹙1988﹚［6］和Almeida等﹙2004﹚［20］均使用了現(xiàn)金流與資產(chǎn)的比值這一指標(biāo)。此外，在新的模型設(shè)定中加入企業(yè)規(guī)模以及企業(yè)規(guī)模與CF的交叉項作為控制變量，回歸結(jié)果見表5。模型﹙1﹚為基準(zhǔn)模型，其中β4的估計結(jié)果顯著為正，說明企業(yè)現(xiàn)金流影響了當(dāng)期企業(yè)的投資行為。模型﹙2﹚~﹙5﹚中的β5的估計結(jié)果顯著為負。模型﹙6﹚~﹙9﹚考慮了企業(yè)規(guī)模效應(yīng)，其中，模型﹙6﹚和﹙7﹚中β5的估計結(jié)果顯著為負，模型﹙8﹚和﹙9﹚中β5的估計結(jié)果為負但不顯著。模型﹙1﹚~﹙9﹚的J檢驗、AR﹙1﹚檢驗和AR﹙2﹚檢驗也都符合模型設(shè)定要求。這也與表3中的回歸結(jié)果類似，即股權(quán)集中度的提高會緩解企業(yè)的信貸約束程度，假說2依然成立。五、結(jié)論根據(jù)現(xiàn)有的公司金融理論，股權(quán)集中度的提高一方面會使大股東侵害外部投資者利益的行為更容易發(fā)生，企業(yè)外部融資成本加大；另一方面又會使企業(yè)委托問題得到一定程度的緩解，從而降低企業(yè)的外部融資成本。這兩個假說到底哪一個更適用于中國的現(xiàn)實情況？本文使用Love﹙2003﹚［13］提出的結(jié)構(gòu)性方程考察中國A股上市企業(yè)的股權(quán)結(jié)構(gòu)對其信貸約束程度的影響。與以往文獻不同，本文從股權(quán)結(jié)構(gòu)角度出發(fā)，研究其對信貸約束的影響﹙信貸約束是金融發(fā)展的微觀表現(xiàn)形式之一，對企業(yè)績效有著顯著的影響﹚。研究結(jié)果表明，對于中國A股上市企業(yè)而言，股權(quán)集中度的提高伴隨著信貸約束程度的降低，這意味著企業(yè)委托問題的緩解對信貸約束的影響占主導(dǎo)。一系列的穩(wěn)健性檢驗也表明該結(jié)果具有較強的穩(wěn)健性。這與Chen等﹙2011﹚［14］根據(jù)美國企業(yè)得出的結(jié)論相類似。當(dāng)前中國企業(yè)普遍存在股權(quán)集中度較高的情況，但是由于大股東的存在而導(dǎo)致的負的塹壕效應(yīng)似乎并不明顯，也沒有對企業(yè)的績效產(chǎn)生明顯的負面影響﹙中國經(jīng)濟的騰飛主要是依靠中國企業(yè)，尤其是上市企業(yè)﹚。本文的研究對這一現(xiàn)象提供了一個解釋，即大股東的存在可以部分解決委托問題，因為他們有著共同的利益，并有足夠的對企業(yè)資產(chǎn)的控制權(quán)來實現(xiàn)自身利益的最大化，其自身利益與企業(yè)利益又具有一致性，從而更有利于實現(xiàn)企業(yè)利潤最大化的目標(biāo)。這一特征有助于企業(yè)的投資決策以及有助于提高投資決策的效率，從而吸引更多的外部資金，緩解當(dāng)前企業(yè)面臨的信貸約束程度。這一效應(yīng)在股權(quán)結(jié)構(gòu)對信貸約束的影響中占據(jù)主導(dǎo)。另外，由于信貸約束問題直接影響到企業(yè)的投資決策、研發(fā)決策和勞動力雇傭決策等等，因此了解何種因素對企業(yè)信貸約束產(chǎn)生影響，有利于深刻認識企業(yè)決策背后的機制，同時也有助于理解企業(yè)的投融資行為。本文的研究從企業(yè)信貸約束的角度解釋了中國企業(yè)在股權(quán)集中度較高的情況下仍能快速發(fā)展并取得良好績效的事實。然而，股權(quán)集中度尤其是第一大股東持股比例與企業(yè)績效之間并不是簡單的線性關(guān)系［23］。股權(quán)集中度較高時，股權(quán)集中度有利于提高企業(yè)的績效，此時股權(quán)集中度對信貸約束所產(chǎn)生的影響對企業(yè)績效產(chǎn)生了積極的作用；而在股權(quán)集中度較低時，股權(quán)集中度與企業(yè)績效呈現(xiàn)倒U型關(guān)系，在這種情況下，股權(quán)集中度的下降或許可以提高企業(yè)的績效，此時由于缺乏股權(quán)制衡可能會出現(xiàn)大股東侵占公司利益的情況，股權(quán)集中度的提高將不利于降低外部融資成本。本文的研究結(jié)果表明，在當(dāng)前水平下，股權(quán)集中度的提高還有利于改善企業(yè)的外部融資成本。但是隨著“國進民退”對經(jīng)濟產(chǎn)生的負面效應(yīng)的凸顯，市場化改革仍需進一步推進。在市場機制能夠解決問題的領(lǐng)域，政府應(yīng)逐漸退出，使市場配置資源的基礎(chǔ)作用得到更有效地發(fā)揮。在這個過程中，企業(yè)中的國有股份會逐漸減少，股權(quán)集中度也會有所下降，當(dāng)其位于倒U型區(qū)間時，股權(quán)集中度的下降或許還有助于降低企業(yè)的外部融資成本。因此，隨著證券市場國有資本的逐漸退出以及股權(quán)結(jié)構(gòu)的進一步完善和優(yōu)化，我國企業(yè)亟需建立合理的股權(quán)結(jié)構(gòu)，激勵相容的結(jié)構(gòu)設(shè)計使大股東受到其他股東的制衡，難以侵害公司利益，同時也能夠有效地進行決策，提高企業(yè)運營效率，這將有助于企業(yè)的穩(wěn)定運行，并維系良好的企業(yè)外部融資環(huán)境。

本文作者：蒲茜余敬文工作單位：中國人民銀行