融資約束、異質信念與企業投資水平

張多蕾,胡公瑾,王 治

(安徽財經大學 會計學院,安徽 蚌埠 233030)

一、引 言

籌資活動和投資活動是企業財務活動的重要組成部分。籌資活動一個重要問題就是如何有效處理融資約束問題，而投資活動又是直接反映企業投資水平進而反映企業籌集資金利用效率的重要環節。關于融資約束與企業投資的研究已經非常多，最早的研究源于Modigliani和Miller[1]對于企業融資方式和順序選擇展開的研究。之后，關于兩者關系的研究便蓬勃發展，有學者從財務柔性的角度進行考察，發現企業融資約束的存在會加劇財務柔性對企業投資的影響[2]。也有學者從家族控制角度研究融資約束與企業投資之間的關系，發現家族控制負向調節作用顯著，能夠緩解融資約束對企業投資不足等問題[3]。但從目前的研究來看，多數都是基于同質信念的角度展開，而且基本都是從不同角度探討融資約束如何影響企業投資水平，鮮有文獻考慮到資本市場中的投資者異質信念的存在對其相關關系可能產生的影響，也較少有文獻研究融資約束與企業投資之間的作用路徑。也有文獻研究發現了投資者異質信念的存在會影響企業的融資選擇，進而形成不同的投資決策。基于此，本文采用2011—2016年滬深A股上市公司數據，對融資約束、異質信念和企業投資水平之間的關系進行理論推演與實證檢驗。

二、理論分析與假設提出

(一)融資約束與企業投資水平

從宏觀視角看，貨幣政策會通過影響企業的外部融資約束，進而對企業投資水平產生沖擊。而且，由于融資約束，企業難以從商業銀行等正式渠道獲得足夠的融資，其將更多地利用商業信用推動自身投資活動。從微觀視角看，我國企業普遍存在融資約束問題，而信用和信任機制可以緩解融資約束，從而提高企業投資水平[4]。另外，加入財務柔性因素考察企業投資的相關問題，可以發現，財務柔性的存在能夠明顯影響企業投資水平，但如果企業存在融資約束，一定程度上也會強化這種影響作用[2]，并且，財務柔性對企業投資不足的緩解作用在融資約束程度越高的時候表現越明顯[5]，表明了融資約束的存在顯著影響了企業投資水平，企業為了獲取資金以促進發展，必須通過采取其他方式和渠道來降低融資約束的影響。企業在發展過程中，通過加強自身內部控制也在一定程度上能夠緩解企業投資不足的問題，從而提高投資水平和效率，但這種治理效應僅在受融資約束程度低的企業中更明顯，表明高融資約束使得企業更難通過加強內部控制提高投資水平。其中，具體控制措施包括通過加強企業存貨控制以保證內部融資，確保關鍵時期利用存貨持有量調節流動性資源配置，降低融資約束對企業投資的制約作用等[6]。劃分企業資產規模的進一步研究發現，企業規模與融資約束存在一定關系，大規模企業存在顯著代理問題，小規模企業主要在受到信息不對稱等問題的影響時，會產生融資約束帶來的投資不足問題[7]。基于此，筆者提出以下假設：

H1：在其他因素不變的條件下，企業融資約束與企業投資水平負相關，即企業融資約束的存在對企業投資水平具有明顯的抑制作用。

(二)融資約束與投資者異質信念

企業的外部籌資活動過程中包含各類潛在機構投資者、股東和企業散戶投資者等利益相關者。一方面，不同企業所處的行業不同、面臨的外部環境不同、市場地位和信息獲取渠道存在顯著差異，會使得信息不對稱的問題不斷加劇；另一方面，由于個體行為認知能力的差異和外部環境塑造的不同心理特征也是千差萬別。因此，融資活動導致投資者對相同的股票可能產生不同的看法，從而形成投資者異質信念。在同等情況下，企業的投資者異質信念程度越高，那么企業進行股權再融資的效應往往會更低，導致企業難以籌集資金。從投資者異質信念視角探討企業融資工具的研究發現，企業的股權融資規模與投資者異質信念呈現負相關關系[8]，而在我國資本市場上，上市公司相較于債務融資更傾向于股權融資方式，而受到融資約束的企業無疑又很難獲得外部資金，因此，其股權再融資的規模也就被限定在一個低水平上，由此帶來的后果就是可能會產生更高的投資者異質信念。而且，受到融資約束影響的企業為了重新博取市場投資者的信任獲得新融資，往往會主動公開披露自身信息，但非理性投資者和理性投資者會在這種信息披露下進一步細分，從而使得投資者異質信念在一定程度上被強化[9]。從賣空機制考察中國股票市場的研究表明，不受融資約束的企業能夠通過開展融資融券活動降低投資者異質信念[10]。供應鏈金融視角下的研究表明，企業融資約束會提高信息不對稱程度[11]，從而加劇投資者異質信念。基于此，筆者提出以下假設：

H2：在其他因素不變的條件下，企業融資約束與投資者異質信念正相關，即隨著企業融資約束的提高，投資者異質信念將逐漸提高。

(三)投資者異質信念與企業投資水平

在同質信念的苛刻假設之下，傳統理論對于現實資本市場中發生的一些現象的本質無法進行有效解釋。而投資者異質信念是一個與現實更加吻合也更具有說服力的真實存在，從投資者異質信念角度分析各類企業行為也更加符合資本市場發展規律。現有學者通過投資者異質信念考察風險與收益的關系發現，投資者存在異質信念時，樂觀情緒充斥市場會刺激經理人傾向過度投資[12]，且進行頻繁的交易，進而促使當前股價增長，導致未來收益降低，達不到預期的投資收益；而悲觀情緒則會促使經理人出于謹慎性考慮減少各類投資交易，造成投資不足，同樣不利于企業投資[13]。限制賣空背景下展開的股權融資模型與投資者迎合模型研究發現，異質信念會通過促進管理者迎合投資者加劇過度投資，也會通過影響企業股權融資的資金流作用于過度投資，從而降低投資水平[14-15]。而當企業面臨融資約束時，信息不對稱的存在會促使企業減少投資[16]，但信息不對稱又是產生投資者異質信念的重要原因，由此也表明了投資者異質信念的存在不利于企業投資。此外，當市場存在異質信念者較多時，會對各類資產定價產生不利影響，錯誤定價的出現會使企業投資的產品價格偏離真實價值，不利于企業投資[17]。而且投資者之間普遍存在的投資者異質信念也會加劇市場收益波動，不確定性將帶來更大的投資風險[18-19]，此時，企業往往會選擇減少投資來降低投資風險。基于此，本文提出以下假設：

H3：在其他因素不變的條件下，投資者異質信念與企業投資水平負相關，即隨著投資者異質信念的提高，企業投資水平會下降。

(四)投資者異質信念的中介效應

基于前文的分析，融資約束與投資者異質信念負相關，即融資約束程度的提高會導致投資者異質信念程度的上升，投資者異質信念的加劇會導致企業投資水平的下降。基于這一邏輯思路，筆者認為，投資者異質信念在融資約束影響企業投資水平的過程中可能起到了中介傳導作用，它們之間的作用路徑為：企業融資約束→投資者異質信念→企業投資水平。基于此，筆者提出以下假設：

H4a：在其他因素不變的條件下，投資者異質信念是融資約束影響企業投資水平的中介變量，即融資約束通過影響投資者異質信念而作用于企業投資水平。

進一步從融資約束程度高低的角度進行分析，低融資約束企業相較于高融資約束企業而言，伴隨著融資約束程度的提高，其對投資者異質信念正向影響更加明顯，即投資者對于低融資約束企業融資約束程度的提高反應更為敏感，投資者因此而產生更大的預期差異，其異質信念加劇幅度更大，進而對企業投資水平的抑制作用也更加顯著。基于此，筆者提出以下假設：

H4b：在其他因素不變的條件下，投資者異質信念的中介效應在低融資約束企業表現更為顯著。

進一步從企業產權性質角度進行分析，國有企業相較于非國有企業而言，其融資渠道廣闊，融資約束程度也相對較低[20]。然而相較于非國有企業，國有企業一旦發生融資約束，或者融資約束程度上升，融資約束帶來的影響也更大[21]，即投資者對于國有企業融資約束程度的提高更具敏感性，投資者因此而產生更大的預期差異，其異質信念加劇幅度更大，進而對企業投資水平的抑制作用也更加顯著。基于此，筆者提出以下假設：

H4c：在其他因素不變的條件下，投資者異質信念的中介效應在國有企業中表現更為顯著。

三、研究設計

(一)樣本選擇與數據來源

本文研究的樣本為2011—2016年我國A股上市公司。在初始研究樣本基礎上，按照如下原則進行了相應的數據處理：(1)剔除金融行業類上市企業數據；(2)剔除ST、PT類企業數據；(3)剔除數據有缺失的樣本；(4)對樣本中所有連續變量進行了1%水平的Winsorize處理。最終得到10 566個觀察值。本文用于度量投資者異質信念的換手率以及各股票每年實際交易天數等數據來源于RESSET數據庫，其他財務數據來自于CSMAR數據庫。

(二)變量定義

企業投資水平(INV)。參照大多數學者的做法[2-22]，選擇現金流量表中的“購建固定資產、無形資產和其他長期資產支付的現金”與“處置固定資產、無形資產和其他長期資產收回的現金”的差額與期末總資產的比值衡量企業投資水平。

融資約束(FC)。既有文獻度量融資約束的方法主要有兩大類：單變量指數法和多變量指數法。前者因指標單一可能產生度量偏差，后者因多數依賴于具有內生性的財務指標，也可能會產生較大偏誤。基于此，本文選擇借鑒Hadlock和Pierce[23]的SA指數來度量融資約束，該指標越小，表明企業融資約束程度越大。具體模型如下：

FC=0.043×SIZE2-0.737×SIZE-0.040×AGE

(1)

其中，SIZE為企業規模，是在企業總資產取自然對數的基礎上，通過進一步標準化獲得的；AGE為企業成立時間的自然對數。

投資者異質信念(HB)。目前研究者采用較多的是換手率和分析師預測分歧等指標[10-24-25]，本文采用換手率度量投資者異質信念。后續分析中使用分析師預測分歧來度量投資者異質信念進行穩健性檢驗。換手率反映了股票的交易量和流通股總量，并在一定程度上反映了投資者決策的波動程度。

HANDt=Qt/Qft×100%

(3)

其中，HANDt為股票的換手率，Qt為第t個交易日股票的交易量，Qft為股票的流通總股數，n為在一年股票交易中實際發生的交易天數。

控制變量。綜合考慮各種因素的可能影響，參照已有文獻，本文選取以下控制變量：資本支出(CAPX)，為經營租賃所支付的現金與其他支出之和的對數；流動比率(CR)，為流動資產與流動負債的比值；公司成長性(TOBINQ)，為總市值與總資產的比值；資產負債率(LEV)，為負債與總資產的比值；公司規模(SIZE)，為總資產的自然對數；賬面市值比(BM)，為公司賬面價值與市場價值比值；資產收益率(ROA)，為凈利潤與總資產的比值；股權集中度(TOP1)，為企業第一大股東持股比例，以及年份和行業的控制效應。

(三)回歸模型

為了驗證H1，構建以下模型：

為了驗證H2，構建以下模型：

為了驗證H3，構建以下模型：

為了驗證H4，借鑒溫忠麟和葉寶娟[24]的方法，進一步構建以下模型：

關于中介效應的檢驗,過程如下：①模型(4)檢驗融資約束與企業投資的影響，若回歸結果中FC的系數不顯著，則說明不存在中介效應，停止檢驗；②若模型(4)回歸結果FC的系數顯著，繼續驗證模型(5)中FC的回歸系數顯著性，若不顯著，可繼續進行Sobel檢驗；③若模型(4)和模型(5)中FC的回歸系數均顯著，則繼續驗證模型(7)中FC與HB的系數，若兩者系數均顯著，表明HB發揮了部分中介效應；若FC的系數不顯著但HB的系數顯著，表明HB發揮了完全中介效應；若HB的系數不顯著，則進一步進行Sobel檢驗。

四、檢驗結果與分析

(一)描述性統計

描述性統計結果如表1所示。

表1 變量描述性統計

由表1可知，(1)企業投資的均值、標準差和中位數分別為0.049、0.047和0.035，表明不同企業的投資水平存在一定差異；(2)融資約束的均值和標準差為2.953和1.355，說明不同上市公司之間的融資約束存在不同差異；(3)投資者異質信念的最小值和最大值為0.172和7.457，表明不同企業間也存在著較為顯著的異質信念差異。其他控制變量的分布均符合正常預期。

(二)相關性分析

本文主要變量之間的相關系數分析結果如表2所示。可以發現：融資約束與企業投資水平的相關系數為正，表明企業融資約束與企業投資水平負相關，符合本文H1的預期；融資約束與投資者異質信念相關系數為負，表明融資約束與投資者異質信念正相關，符合本文H2的預期；投資者異質信念與企業投資水平顯著負相關，符合本文H3的預期。而且，本文相關系數分析中其他控制變量與主要解釋變量之間的相關系數絕對值均不高于0.500，由此表明變量之間不存在嚴重多重共線性問題。

表2 Pearson相關系數檢驗

注：***、**和*分別表示1%、5%和10%的顯著性水平(下同)。

(三)回歸結果分析

1.融資約束與企業投資

H1的回歸結果如表3所示。列(1)單獨進行融資約束與企業投資水平的回歸分析，二者在1%水平上顯著，表明融資約束的存在確實不利于企業投資；列(2)在前項分析的基礎上加入控制變量，列(3)進一步控制年度和行業變量，回歸結果未發生明顯變化。以上結果表明，企業融資約束與企業投資水平顯著負相關，H1得以證實。

表3 融資約束與企業投資水平的回歸分析

注：括號內為t值(下同)。

2.融資約束與投資者異質信念

H2的回歸結果如表4所示。列(1)只進行融資約束與投資者異質信念的回歸，二者回歸系數顯著為負，表明融資約束與投資者異質信念正相關，企業融資約束程度越高，投資者異質信念就越高；列(2)加入控制變量后的回歸結果依然顯著；列(3)則是進一步控制年度和行業的回歸結果，系數在1%的水平上也依舊顯著。以上結果說明企業融資約束與投資者異質信念顯著正相關，H2得以證實。

表4 融資約束與投資者異質信念的回歸分析(N=10 566)

3.投資者異質信念與企業投資水平

H3的回歸結果如表5所示。從回歸結果來看，單獨進行企業投資水平與投資者異質信念回歸的列(1)，與加入控制變量后進行回歸的列(2)，結果均在1%水平上顯著，列(3)是進一步控制年度和行業的回歸結果，其回歸系數為在5%水平上顯著。以上結果說明企業投資與投資者異質信念顯著負相關，H3得以證實。

表5 投資者異質信念與企業投資水平的回歸分析(N=10 566)

4.中介效應檢驗

假設4的回歸結果如表6所示。結合前述模型(4)和模型(5)的回歸結果來看，模型(4)中的融資約束系數顯著，模型(5)中投資者異質信念的回歸系數顯著，且在模型(7)的全樣本回歸中投資者異質信念系數依然顯著，表明投資者異質信念確實是融資約束影響企業投資水平的中介變量，其發揮了部分中介效應的作用，H4a得以證實。進一步按融資程度的高低進行分組分析，發現這種中介效應在低融資約束企業中更顯著，其原因可能在于投資者對于低融資約束企業融資約束程度的提高反應更加強烈，從而H4b得以證實；進一步按產權性質的不同進行分組分析，發現這種中介效應在國有企業中更顯著，其原因可能在于投資者對于國有企業融資約束程度的提高反應更為敏感，H4c得以證實。

表6 融資約束、投資者異質信念與企業投資的回歸分析

五、穩健性檢驗

為了確保研究結論的穩健性，本文依次替換主要變量度量方法，分別選擇“分析師預測盈利與上市公司公告盈利指標的差值”度量投資者異質信念[15-25]，以及“購建固定資產、無形資產和其他長期資產支付的現金”度量企業投資水平[26]。此外，按照溫忠麟和葉寶娟[24]的方法進行了中介效應的Sobel檢驗。多元回歸分析結果表明本文假設均成立，檢驗結果限于篇幅未予列示。

六、研究結論與啟示

本文以2011—2016年滬深兩市A股上市公司作為研究樣本，實證檢驗了融資約束、投資者異質信念與企業投資水平的關系。研究結果表明：融資約束與企業投資水平顯著負相關，即融資約束程度越高，企業投資水平越低；融資約束與投資者異質信念顯著正相關，即融資約束程度越高，投資者的異質信念程度越高；投資者異質信念與企業投資水平顯著負相關，即投資者異質信念程度越高，企業投資水平越低。進一步進行中介效應檢驗表明，投資者異質信念在融資約束影響企業投資水平的過程中發揮了中介傳導作用，且這種作用在低融資約束企業和國有企業中表現更加顯著。本文還通過替換投資者異質信念衡量指標與企業投資指標等方式進行穩健性檢驗，研究結論未發生顯著變化。

本文從投資者異質信念角度出發，揭示了融資約束影響企業投資水平的作用路徑，豐富了企業投資影響因素以及企業融資約束作用機理方面的文獻，同時也具有一定的啟示意義：對于政府監管部門，應當完善相關法律法規，有效監督政策法規的實施，減少信息不對稱，為企業融資提供便利，降低企業融資約束和投資者異質信念；對于企業自身而言，應當嚴格遵守制度和履行自身職責，并結合自身實際情況，尋找解決融資約束問題的最佳方式；對于投資者而言，應當理性投資，在充分了解各類市場變動信息的基礎上避免盲從行為，進而促進企業投資水平和效率的提升。