文化企業融資約束對投資支出的影響及對策研究

【摘要】本文以文化企業上市公司2011～2013的數據為樣本，采用主成分分析法建立融資約束的度量指標，并加入投資機會和內部融資能力的代理變量，通過OLS模型回歸分析其與投資支出之間的關系。結果表明，投資機會和內源融資能力對投資支出具有顯著的促進作用，融資約束則與投資支出顯著負相關。

【關鍵詞】文化企業 融資約束 投資機會 內源融資能力 投資支出

作為我國重要的戰略性新興產業，文化產業的發展在擁抱機遇的同時也面臨著諸多挑戰。與傳統產業相比，文化產業具有輕資產、高收益、高風險、創造性等特點，進而導致文化企業缺乏必要的有形資產抵押物和穩定的未來收入現金流以進行外部融資，普遍的融資困境使得資金緊缺成為了制約文化企業發展的重要桎梏。鑒于此，我們應更加關注文化企業融資融資約束的相關問題探索，這也為本文的研究提供了理論和現實意義。

一、相關研究及文獻回顧

國內外絕大多數將關注點聚焦在融資約束對投資支出影響的文獻，都通過建立投資-現金流敏感性模型的方式，嘗試將融資約束對企業投資影響的研究轉化為融資約束和投資-現金流敏感性關系的研究[1]。根據研究結果進行分類，如今學術界主要存在3種論調：一是融資約束與投資-現金流敏感性正相關。Fazzari、Hubbard和Petersen（1988）通過構建FHP模型，采用股利支付率作為融資約束的代理變量，實證檢驗了企業融資約束與投資支出的關系，結果表明，投資-現金流敏感性與融資約束間存在著顯著的正相關性。此后，大批學者如Gangopadhyay、Lensink and Molen（2003）都借鑒FHP的研究方法，選擇不同的融資約束代理變量進行了實證研究，并得到了類似的結論。二是融資約束與投資-現金流敏感性負相關。KaPlan和Zingales（1988）改進了FHP的研究方法，結合定性數據和定量數據并選取綜合財務狀況作為融資約束的代理變量，針對高融資約束組進行實證，得出了與FHP截然相反的結論，即二者之間呈現出負相關的關系。我國學者連玉君等（2007），在建立新指標和選取新樣本后的實證結果都支持了KZ的觀點[2]。三是融資約束與投資-現金流敏感性非線性相關。例如，我國學者何金耿（2001）則選取1999～2000的401家滬市上市公司作為樣本，其研究結果都認為二者之間為非線性關系[3]。

在上述研究中，研究樣本的選取對研究結論存在著較大的影響，因此本文的的研究也需要具有一定的針對性。

二、企業融資約束的度量

（一）樣本選取

本文以證監會行業劃分為標準，在剔除了ST類及關鍵數據缺失的公司后，最終選取163家文化企業2011～2013的數據為研究樣本，樣本數據全部來自于Wind數據庫。

（二）融資約束（FC）的度量

本文在融資約束指標的度量上借鑒李延喜（2007）的方法[4]。首先，以公司規模和股利支付率數據為基準指標對樣本進行排序，分別選取各自指標前后33%為高低融資約束組，并選取兩個指標所得到的交集部分作為最終的高融資約束組（33組）和低融資約束組（28組）。然后，運用獨立樣本T檢驗篩選出凈資產增長率、凈資產收益率、股利支付率、銷售凈利率、銷售現金比率、流動比率、資產負債率、投入資本回報率、總資產增長率、企業規模、每股經營活動產生的現金流量凈額、現金營運指數等12個適合的指標進行主成分分析，以此構建融資約束指標。

運用主成分分析法，本文最終提取了5個特征值大于1的公共因子，其累計貢獻率為82.169%，且相關數據已經過KMO檢驗。最終得到衡量公司融資約束程度的量化公式為：

FC=0.3866F1+0.2078F2+0.1442F3+0.1361F4+0.1253F5（1）

通過上述公式計算出的融資約束得分越高，說明融資約束越小；融資約束得分越低，則融資約束越大。

三、模型的建立與研究假設

新古典投資理論認為，在完全資本市場中，投資機會是衡量資本的唯一決定因素[5]，在HFP、KZ等的研究中，都用托賓Q來替代投資機會加入到投資模型中去，即托賓Q投資模型。但現實中影響企業投資的因素顯然并非如此單一。一般認為，企業的成長性越好，投資機會越多，投資需求就越強，投資支出也相應越大；企業在進行對外投資時偏好使用內部資金，從而導致內源融資能力越強，投資越多；當企業內部資金不足以支撐其投資需求時，企業將會尋求其他融資途徑籌集資金，企業面臨的外部融資約束越大，籌集到的資金也就越少，相應的企業的投資活動就會削弱。

因此，本文認為投資機會、內部現金流及融資約束是影響投資支出的重要因素。并提出如下假設：

H1：投資活動與投資機會成正比，投資機會越多，投資也就越多。

H2：投資對內部現金流具有較強的敏感性，內部現金流越多，投資也就越多。

H3：融資約束與投資支出顯著負相關，企業所面臨的融資約束越強，投資越少。

根據以上假設內容，本文在托賓Q投資模型的基礎上，建立如下模型

其中，I、K分別表示投資支出和上期期末總資產，RG是投資機會，CF表示內源融資能力，FC表示融資約束，ε為隨機誤差項，α、β為系數，其中β1代表投資對現金流的敏感程度。

四、實證研究

（一）變量的選取及其定義

1.被解釋變量。投資支出（I）。即本期固定資產、在建工程、工程物資、無形資產、開發支出以及長期股權投資投資增加值之和除以上期期末總資產。

2.解釋變量。投資機會（RG）。由于我國資本市場存在諸多不成熟性因素，且文化企業輕固定資產重無形資產等特征，用托賓Q很難反映企業的真實價值，因此，本文選取主營業務收入增長率來代表投資機會。

內源融資能力（CF）。借鑒劉飛等（2014）的研究結論[6]，本文采用未分配利潤其作為內源融資能力的替代變量，并將其標準化。endprint

融資約束（FC）。如2.2所示，本文采用主成分分析的方法構建融資約束的度量指標。

（二）描述性統計

（三）模型回歸

為了檢驗融資約束對文化企業投資支出的影響，本部分采用多元線性回歸模型，以投資支出為被解釋變量，主營業務收入增長率、內部融資能力、融資約束為解釋變量，進行了OLS回歸，回歸結果見表2。

根據表2，回歸方程調整后的R2為0.981，模型擬合效果較好；P值顯著小于0.05，說明方程通過了顯著性檢驗，方程有效；D-W值為1.76，表明隨機誤差不存在自相關；各變量的方差膨脹因子VIF都小于10，表明不存在多共重共線性問題。根據上述回歸結果，融資約束對投資支出的影響分析如下：

一是投資機會對投資支出具有顯著的正向影響，即投資機會越多，投資支出也就越多，假設一成立。

二是內源融資能力的回歸系數為正，且在1%的水平下顯著，說明充裕的內部現金流是企業投資的基本保障，假設二成立。

三是融資約束是企業內外部多種因素的綜合表現，具有較強的復雜性。其回歸系數為0.188，并在1%的水平下保持顯著，說明文化企業面臨的融資約束越高（綜合得分越低），投資支出就越低，即融資約束會制約企業的投資支出，假設三成立。

（四）穩健性檢驗

為了進一步驗證回歸結果的穩定性，本文用銷售利潤增長率代替主營業務收入增長率來衡量企業投資機會，用流動資產扣除應收賬款和存貨后的余額來表示企業內源融資能力，得到與前文大致相同的結論，證明回歸結果的可靠性較好。

五、結論及對策建議

本文研究結果表明，融資約束是制約文化企業投資行為的重要因素，融資約束越高，其投資限制越大；投資機會也是影響文化企業投資支出的因素，投資機會越多，投資支出也就越多；文化企業投資對現金流具有較高的敏感性，內部現金流越充足，內源融資能力越強，企業的投資活動就會越頻繁。

基于以上研究結果，本文提出以下具有針對性的對策建議：

文化企業一方面要關注投資機會，另一方面要開辟更多渠道的融資途徑，以便在增強內部融資能力的同時，緩解外部融資約束，促進投資的快速穩步發展。此外，文化企業在提高自身綜合實力的同時，要發展出良好的銀企關系、政企關系，三者形成合力，才能從根本上改善文化企業融資難的現象。

參考文獻

[1]柳艷.我國上市公司融資約束與投資決策關系研究[D].山東經濟學院，2010.

[2]連玉君，程建.投資——現金流敏感性：融資約束還是代理成本？[J].財經研究，2007（33）：37-46.

[3]何金耿，丁加華.上市公司投資決策行為的實證分析.證券市場導報，2001（9）：44-47.

[4]李延喜，杜瑞，高銳，李寧.上市公司投資支出與融資約束敏感性研究[J].管理科學，2007，01：82-88.

[5]陸正飛，湯睿.內部融資能力、外部融資限制與企業投資行為[J].會計論壇，2005（8）：3-11.

[6]劉飛，鄭曉亞.融資約束條件下我國中小板上市公司投資效率測度[J].商業經濟與管理，2014，06：76-85.

作者簡介：張奧西（1992-），男，四川自貢人，天津工業大學碩士研究生，主要研究方向：投融資管理。endprint