金融發展、風險投資與融資約束——基于中小企業板上市公司的經驗證據

重慶大學經濟與工商管理學院 許 蓉

一、引言

我國的中小企業普遍存在融資約束。而這與中小企業規模小，自有資本少，經營機制落后，財務管理水平低，信息披露不完善，盈利能力差，抗風險能力弱等自身特點有關。但根本原因在于我國處于經濟轉軌時期，資本市場存在諸多結構性缺失，外部投資者與中小企業之間存在嚴重的信息不對稱，內外部融資成本存在差異，導致企業利用外部融資時受到約束。而金融發展水平的提高有助于減弱銀企之間的信息不對稱這一結論得到了學者的廣泛認可。自改革開放以來，我國的金融市場有了較大的發展，銀行逐漸放松對中小企業的貸款。由于國家政策和銀行改革進程的不同，導致我國各省市市場化進程存在明顯差異，金融發展不平衡，這為研究不同的金融發展水平對公司融資約束的影響提供了一個天然的實驗場所。眾所周知，風險投資屬于權益資本，是一種新型的融資方式。隨著我國資本市場的迅速發展，風險投資得到了發展和壯大，已逐漸開始產業化。因此，開始有學者關注風險投資對中小企業融資的影響。但是，相關文獻也僅限于理論分析，鮮有實證研究。而且以往研究大多都是在探討風險投資能否成為中小企業融資的有效渠道，對于研究分析風險投資是否可以改善信息不對稱，從而緩解中小企業的融資約束問題的文獻甚少。本文運用Almeida(2004)提出的融資約束模型，使用中小企業板數據，實證研究金融發展、風險投資與融資約束之間的關系。

二、理論分析與研究假設

（一）金融發展與融資約束 自Rajan and Zingales（1998）提出應深入探究金融發展促進經濟增長的微觀機理后，西方學者們開始研究金融發展對公司財務決策的影響，并將研究視角轉為考察金融發展對外部融資約束的緩解效應。Rajan and Zingales（1998）認為，發達的金融市場和良好的制度能夠幫助企業克服“道德風險”和“逆向選擇”問題，進而降低公司外部融資成本。Henry（2000），Bekaert and Harvey（2000）認為，金融發展可以降低金融市場的不完善性，從而降低外部融資成本。Love（2001）通過實證研究發現金融發展能夠減輕公司的外部融資約束程度，而且這種作用只在小企業里表現顯著。Khurana（2006）以35個國家1994—2002年的數據為研究樣本，檢驗結果表明，隨著金融市場的發展，融資約束企業的現金—現金流敏感性顯著下降。這些都是來自金融市場較為發達的西方國家的經驗證據。我國是發展中國家，正處于由計劃走向市場的經濟轉軌時期，金融市場不成熟、欠發達，與西方國家存在很大的不同，所以相關研究必須立足于我國特殊的制度背景。唐建新、陳冬（2009）研究發現金融發展可以顯著緩解民營中小企業面臨的外部融資約束，這種緩解作用來自信貸資金分配的市場化和金融市場引入外資。潘克勤（2011）研究發現，金融市場發展指數越高，公司外部融資約束越小，其現金—現金流敏感性越低。王艷林，祁懷錦和鄒燕（2012）研究結果表明，金融發展能有效緩解企業的融資約束問題，降低現金—現金流敏感性。基于上述理論分析，提出假設：

假設1：金融發展可以有效緩解中小企業融資約束，即金融發展水平越高，中小企業的融資約束程度顯著下降

（二）風險投資與融資約束 風險投資機構是證券市場的重要參與者，其資金實力雄厚，管理經驗豐富，是連接資金來源和資金運用的金融中介，以追求高風險、高收益為特征。鄭宇梅（2009）認為風險投資在解決中小企業“融資難”問題中有著特殊的意義。藍裕平（2010）結合我國目前的經濟情況，通過對風險投資的特點和類型展開分析，研究表明伴隨資本市場發展的中國風險投資將可以有效地解決中小企業的融資困難問題，從而推動中國經濟進一步的健康穩定的發展。馬蓓麗（2010）提出風險投資在解決中小企業融資問題中具有不可替代的作用，然而，風險投資機構除了向企業提供資金外，還可以向企業提供一系列增值服務，主要包括管理顧問服務、發展戰略規劃服務、市場營銷指導服務、技術研發顧問服務、財務顧問服務、法律顧問服務、資本市場服務以及政策咨詢服務等，從而使企業得以迅速發展和提升價值。所以有風險資本持股的中小企業往往向外傳遞質量較高的信號，而這種信號傳遞可以減輕外部投資者與企業之間的信息不對稱，緩解企業的融資約束。Gorman和Shalman（1989）認為，風險資本的參與能夠減輕投資者與企業之間的信息不對稱，改善外部融資環境，緩解企業的融資約束問題。Barry（1990）和Hochberg（2007）認為風險投資機構與投資銀行、商業銀行及其他風險投資機構之間因為業務往來形成了廣泛的關系網絡，而關系網絡具有信息交流傳播功能（Ellison和Fudenberg（1995）），因此關于企業投資項目的信息在關系網絡中傳播可以減少信息不對稱，為企業融資帶來便利。Megginson和Weiss（1991）提出，風險投資機構除了自己為企業提供資金外，還經常需要幫助企業對外融資，他們知道不誠信會損失未來大量潛在的合作機會，所以他們比較重視自己的聲譽。由于聲譽機制效應，外部投資者因而比較信任風險資本所傳遞的關于公司質量的信息，降低了企業與外部投資者之間的信息不對稱問題。Rajarishi Nahata（2008）研究表明，風險投資機構會經常評估和監督企業對資金的需求和使用情況，這向資本市場傳遞了有利的信號，促使外部投資者更愿意向企業提供資金。根據前文的分析，金融發展和風險投資都可以通過減輕外部投資者與企業之間的信息不對稱，達到緩解中小企業融資約束的效果。但是筆者認為，在這里一加一小于二，甚至小于一，金融發展緩解中小企業融資約束的功能會在一定程度上被風險投資的緩解效應所替代，即風險資本持股會削弱金融發展對中小企業融資約束的緩解效應。因此假設：

表1 風險投資背景公司與非風險投資背景公司分布

假設2：風險投資能有效降低中小企業的融資約束程度，即中小企業具有風險投資背景，其融資約束程度顯著下降，而且金融發展對融資約束的緩解效應會因此而削弱

三、研究設計

（一）樣本選擇和數據來源 本文以2004—2011年在深圳中小企業版上市的所有公司為初始樣本，并按照如下標準進行篩選：由于模型中大多數變量的計算都需要用到前一年的年報財務數據，故剔除當年剛上市的公司；剔除金融行業和數據不完整的公司；為避免極端值的影響，對主要變量進行1%的winsorize處理。因為我國中小企業板是2004年開始正式啟動的，所以樣本期間為2005年至2011年，共得到觀測值1581個。其中2005年36個、2006年48個、2007年118個、2008年214個、2009年265個、2010年350個、2011年553個。所有的財務數據來自于國泰安數據庫。

風險投資（Venture Capital）簡稱VC，在我國也被翻譯成“創業投資”。所以，對于我國中小企業板上市公司是否存在風險資本，按如下標準界定：如果上市公司十大股東的名稱中含有“風險投資”、“創業投資”、“創新投資”和“創新資本投資”字樣的，則界定為具有風險投資背景；另外，對于十大股東名稱中帶有“科技投資”、“技術投資”、“高新投資”、“高新技術投資”、“高新技術產業投資”、“投資管理”、“投資發展”、“投資公司”、“投資有限公司”等字樣的公司，可能存在風險投資背景，需要進一步確認：通過檢索中國風險投資網、投資界、創業邦以及地區風險投資協會等公布的相關資料，查詢該股東的經營范圍，如果其中含有“風險投資”、“創業投資”，則其作為十大股東的上市公司也屬于存在風險投資背景。按照上述標準，在2005年至2011年間中小企業板的上市公司中，存在風險投資背景的上市公司觀測數為405，占總樣本觀測數的比例達到了25.62%。具體分布如表1所示。

（二）模型設定和變量選擇 Altman（1968）Fazzari,Hubbard and Petersen（1988）開創了以投資—現金流敏感性來度量企業融資約束的研究先河。他們認為，現實中的資本市場存在許多不完善的地方（如信息不對稱、代理成本等問題），導致外部融資成本遠高于內部資金成本。而企業在面臨投資決策時，不僅要考慮投資項目的凈現值，還要考慮所需投資資金的籌集問題。因此，受到外部融資約束的公司，在現金流增加的情況下，會增加當期的投資。反之，投資對現金流的變化并不敏感。然而FHP的實證研究結果 的 穩 健 性 卻 遭 到 了Kaplan and Zingales（1997），Cleary（1999），Erickson and Whited（2000） 的 質 疑。Kaplan and Zingales通過實證研究發現一些融資約束較低的企業，反而具有較高的投資現金流敏感度，證偽了FHP的假說。Kaplan and Zingales認為以投資—現金流敏感性來衡量融資約束既缺乏充分的理論依據，也不被經驗數據所支持。Almeida,Campello and Weisbach（2004）首次提出以現金—現金流敏感性來度量融資約束，認為現金流中含有豐富的有關投資的信息，現金流的增加導致投資的增加，并不必然是由融資約束問題導致的，可能是因為投資機會好。而且現金不是一個實物的變量，而是金融的變量，可以有效避免投資—現金流敏感性分析中出現的問題。此模型也得到了國內學者的研究認證。李金、李仕明和嚴整（2006）通過實證研究我國A股上市公司的融資問題，發現存在融資約束的公司，現金—現金流敏感性正向敏感，不存在融資約束的公司，現金對現金流不敏感。章曉霞和吳沖鋒（2006）從融資約束角度出發，采用現金—現金流敏感度作為檢驗指標，研究發現融資約束并沒有影響我國上市公司現金持有政策這一假設。而連玉君、蘇治和丁志國（2008）從模型設定、衡量偏誤、內生性偏誤等角度重新審視了上述李篇和章篇關于現金—現金流敏感性能否檢驗融資約束假說得出的不一致的結論這一問題。實證結果支持融資約束假說，認為現金—現金流敏感性可以作為檢驗融資約束假說的依據。綜上所述，本文借鑒Almeida模型來檢驗中小企業融資約束程度以及研究金融發展、風險投資與融資約束之間的關系。構建的模型如下：

△Cash/A=β0+β1CF/A+β2CF/A*FD+β3Grow+β4Size+β5△STD/A+β6△NWC/A+β7Expend/A+∑Year+∑Ind+ε

其中，因變量ΔCash/A代表現金及現金等價物的增加額除以期初資產總額，CF/A為經營活動產生的凈流量與期初總資產的比值，系數β1表示表示現金—現金流的敏感性，即企業面臨的融資約束。融資約束越嚴重，則β1越大。FD代表金融發展水平，采用樊綱、王小魯的市場化進程報告中的金融業市場化及其下屬子指數進行衡量。具體為金融業市場化程度MAR、金融市場競爭程度COMP和信貸資金分配的市場化程度LOAN，分別用符號FD、FD1和FD2表示。VC為中小企業板上市公司是否存在風險投資背景的虛擬變量，若存在則取值為1，否則為0。相關變量的定義具體如表2所示。

表2 研究變量的定義

四、實證檢驗分析

（一）描述性統計 表3列示了變量的描述統計信息。樣本公司的△Cash/A和CF/A的均值都接近0，表明中小企業的現金儲備和現金流不是特別充裕。而且與其他變量相比，△Cash/A相對差異較大，其標準差相對于均值達到8（0.2108/0.0263）。這表明我國中小企業的現金持有率相對波動較大。變量FD、FD1和FD2在樣本公司中分布較寬，如FD最小值為5.10，最大值為12.84，FD1的最小值為4.72，最大值為12.10，FD2的最小值為4.17，最大值為14.65，它們的標準差都超過了1。變量VC的均值為0.2562，表明有近26%的中小企業具有風投背景。

（二）回歸分析 表4和表5分別列示了回歸結果。需要特別指明的是，在所有的回歸模型中，并沒有引入單變量FD、FD1和FD2。原因主要有兩點：其一，本文關注的是金融發展是否有助于緩解中小企業的融資約束問題，而不是研究金融發展對企業現金持有的影響，即主要觀察系數即可；其二，如果引入上述單變量，會導致個別自變量的VIF值過高，多重共線嚴重。表4列示了金融發展對中小企業融資約束影響的回歸結果。回歸（1）到回歸（4）的現金流系數均為正，且在1%的水平上顯著，即現金—現金敏感性顯著為正，表明中小企業存在明顯的融資約束。回歸（2）中CF/A*FD的系數為-0.018，并在5%的水平上顯著，回歸（3）中CF/A*FD1的系數為-0.024，同樣在5%的水平上顯著，回歸（4）中CF/A*FD2的系數為-0.013，顯著水平為10%。這三次回歸的β2系數顯著為負，說明金融發展水平越高，即金融市場化程度越高、金融業競爭越激烈、信貸資金分配市場化程度越高，中小企業面臨的融資約束顯著降低，假設1得到證實。

表3 主要變量的描述性統計

表4 金融發展與中小企業融資約束

表5將樣本公司分為兩組，VC=1組和VC=0組。前者樣本公司前十大股東存在風險投資企業，即中小企業存在風投背景，樣本數為405，后者反之，樣本數為1176。由表5可見，VC=1組CF/A的回歸系數普遍小于VC=0組，且顯著程度也明顯低于VC=0組，表明中小企業上市公司如果具有風投背景，存在風險資本，則其受到的融資約束明顯降低。而且，更重要的是，兩組樣本中的CF/A*FD、CF/A*FD1、CF/A*FD2的系數的顯著性明顯不同。VC=0組前兩個交互項系數分別在5%、1%的水平上顯著為負，而VC=1組中這三個交互項的系數均不顯著，說明風險投資會削弱金融發展對中小企業融資約束的緩解效應。所以，從表5的回歸結果分析可知，風險投資能顯著降低中小企業的融資約束程度，即中小企業具有風投背景，其現金—現金流敏感性顯著下降。而且，金融發展對融資約束的緩解效應會因此而削弱，假設2得證。

表5 風險投資與中小企業融資約束

由表4和表5可知，CF/A的系數一直在1%的水平上顯著為正，表明中小企業上市公司存在比較嚴重的融資約束。Grow的系數大多數情況下為正，表明公司未來投資機會越多，成長性越好，則其會儲備更多的現金。Size的系數為正，說明公司規模越大，現金持有越多。△STD/A的系數一直為正，而且在1%的水平上顯著，說明中小企業上市公司利用短期負債儲藏貨幣資金。Expend/A的系數大多數為負值，說明企業資本性支出越多，其持有的現金就會越少。

（三）穩健性檢驗 本文主要從以下三個方面進行了穩健性檢驗。其一，有研究表明中小企業傾向于發放現金股利，其持有現金，有可能是出于此目的，而非受制于融資約束。因此，將股利支付率作為控制變量加入模型進行回歸。其二，從前人的研究可知，對于Cash的計量略有不同，有的是現金、銀行存款及有價證券，有的是貨幣資金和應收票據，還有的是直接采用貨幣資金。本文運用的是現金及現金等價物。因此，運用上述幾個標準對Cash重新計量并回歸。其三，對主要變量進行5%，7%，10%的winsorize處理后再回歸。經檢驗，各項主要結論并未發生實質性的改變，由此表明實證結果是穩健的。

五、結論與啟示

本文運用Almeida模型，以2005年至2011年中小企業板上市公司為樣本，研究了金融發展以及企業風投背景對于降低企業融資約束的作用。結果發現，我國中小企業普遍存在比較嚴重的融資約束問題。金融發展有助于降低中小企業的融資約束，即金融市場化程度越高、金融業競爭越激烈、信貸資金分配市場化程度越高，中小企業的融資約束程度越低，表現在CF/A*FD、CF/A*FD1和CF/A*FD2交互項的回歸系數顯著為負。筆者還發現，與不具備風投背景的中小企業相比，存在風險資本的中小企業的融資約束明顯降低，表現在VC=1組的CF/A的系數及其顯著程度明顯低于VC=0組。而且，CF/A*FD、CF/A*FD1和CF/A*FD2的系數在VC=1組不再顯著，表明風險資本削弱了金融發展對融資約束的緩解效應，即金融發展降低融資約束的作用被風險投資對融資約束的緩解效應所替代。融資困難一直是制約我國中小企業發展的瓶頸，而造成這一困境的根源在于我國的資本市場存在結構性缺失，金融市場不完善。加上中小企業自身的特點，導致信息不對稱嚴重，中小企業融資難上加難。因此，為促進中小企業發展，必須加快我國金融市場化進程，改善外部融資環境。同時，風險投資作為一種權益資本，不僅能成為中小企業的有效融資渠道，還能幫助改善中小企業的信息不對稱，起到緩解其融資約束的作用。所以，在完善我國金融體制改革的同時，建立、健全有關中小企業風險投資的法律法規，加大對中小企業風險投資的政策優惠，推動風險投資產業化，都能有效的改善我國中小企業的融資困境。

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