債務保守、財務柔性與企業投資擠出效應

于 歡，李蕓達，張三峰

（1.江蘇理工學院 商學院，江蘇 常州 213001；2.南京信息工程大學 商學院，江蘇 南京 210044）

一、引言

近年來在宏觀經濟政策“去杠桿”的背景下，一些財務激進的企業紛紛由于資金鏈斷裂出現困難，或出售優質資產以斷臂求生，或因股權質押失去公司控制權。在這樣的大背景下，債務保守的財務政策越來越受到企業的重視。優秀企業不僅體能夠抓住投資機會，在順境中快速成長，更應該居安思危，在逆境中穿越經濟周期。債務保守的財務政策恰是企業穿越經濟周期，實現逆勢成長的重要條件。

在資本結構的理論研究中，對債務保守的關注由來已久。至少從Miller（1977）［1］開始，很多文獻就開始注意到有些企業看上去放棄了巨額的債務稅盾收益而選擇低杠桿的現象。Graham（2000）［2］通過估計稅收函數的方法研究發現，很多企業明顯保守地使用債務，而這些企業都是大型的、盈利豐厚、流動性良好、預期財務困境成本很低的優秀企業。按照主流的權衡理論，這些企業具有較強的債務融資能力，本應具有更高的最優負債率。那么，企業債務保守的原因是什么呢？

在權衡理論的框架內，一些研究認為債務保守的存在可能是傳統的權衡理論低估了破產成本（Almeida and Philippon，2007）［3］。Titman（1984）［4］認為直接破產成本實在很小，但間接破產成本可能大得多。另一些研究則從非債務稅盾的角度出發，解釋企業為什么沒有充分利用債務稅盾效應。DeAngelo and Masulis（1980）［5］的研究提出由于企業固定資產折舊、投資稅收抵免以及凈營運虧損等非債務稅盾的存在降低了企業實際的邊際稅率，對債務融資形成了“替代效應”。隨后的實證研究也證實了這種觀點（Graham and Tucker，2006；王亮亮和王躍堂，2015、2016）［6，7，8］）此外還有一些研究分別從代理理論（Iona et al.，2004）［9］、融資約束理論（Bessler et al.，2013）［10］，以及“深袋”（deep-pocket）理論（Zingales，1998）［11］等角度對企業的債務保守進行了解讀。

越來越多具有啟發性研究成果的出現并沒有消除人們的困惑，終結對企業債務保守的爭論。在理論研究眾說紛紜的同時，部分研究開始轉向實踐領域，通過調查研究的方法獲得企業實際負債決策的關鍵影響因素，以期對理論研究有新的啟發。Graham and Harvey（2001）［12］針對美國公司CFO的調查研究發現，在企業實際的債務發行決策中，財務柔性（financial flexibility）是首要考慮的因素，這個發現隨后被Bancel and Mittoo（2004）［13］和 Brounen et al.（2004）［14］針對歐洲國家 CFO的調查研究所證實。李悅等（2008）［15］針對中國上市公司財務行為的一項問卷調查中也發現，財務柔性是大多數樣本公司債務融資決策的重要影響因素。Gamba and Triantis（2008）［16］認為具備財務柔性的企業有能力低成本地獲取或重組其財務資源，在面對負向沖擊時可以避免財務困境，同時能夠為未來可能出現的投資機會融資。融資約束是財務柔性的前提，對于一個隨時可以獲得融資支持的企業來說，財務柔性的價值就小得多。對財務柔性的考慮會系統性地影響企業的財務政策，促使企業在資本結構決策時考慮如何通過保守的債務使企業具備足夠的事后柔性，抓住投資機會或避免負面沖擊造成的財務困境成本。金融危機后，財務柔性的概念又被重新強調，受到理論與實務界的重視，一些研究也開始不斷地從財務柔性的視角出發研究企業的財務行為。本文的研究擬從財務柔性的視角對企業的債務保守進行解讀，研究債務保守是否起到了為企業提供財務柔性，降低融資約束，緩解企業投資擠出效應的作用。

在沒有融資摩擦的MM世界中，企業可以為任何有利的投資機會融資，任何可能增加企業價值的資產購買行為都能夠得到融資的支持，企業的價值與融資方式的選擇無關。但現實世界中市場摩擦的存在，使企業的投資不能在一階最優水平上進行，從而受到融資約束的制約。顯然對于融資約束企業來說，對于給定的融資獲得能力，企業會權衡將有限的資金在不同資產上的配置，以實現價值的最大化。此時，不同類型的投資之間就此消彼長的競爭關系，如對于企業兩類重要的投資——資本支出與商業信用供給來說，就存在“投資擠出效應”。投資擠出效應的存在是企業在面臨融資約束的情況下，投資扭曲的一種表現形式，是投資增加的機會成本。企業當然可以通過獲得更多的外部融資來緩解在資產選擇上的痛苦權衡過程，但企業能夠在多大程度上獲得外部融資的支持不僅取決于外部融資環境，也受到企業自身財務政策的影響。這是本文的研究的主題，我們試圖重點回答的問題是企業能否通過債務保守的方式實現緩解投資擠出效應，降低投資扭曲的目的，進而回答債務保守是否起到了為企業儲備財務柔性的作用。本文研究的基本框架如圖1所示：

圖1 本文研究框架

本文的研究利用中國A股非金融上市公司2004-2012年的數據研究發現：企業資本支出與商業信用供給之間存在顯著的投資擠出效應，投資擠出效應在貨幣政策緊縮時更為顯著，而金融發展水平的提高緩解了投資擠出效應，該結果說明融資約束是企業投資擠出效應存在的前提。進一步的研究發現企業通過債務保守儲備的財務柔性能夠起到降低融資約束，從而顯著地緩解投資擠出效應的作用。利用金融危機作為外生沖擊事件的穩健性檢驗表明，金融危機的發生使企業的投資擠出效應變得更為顯著，而企業通過在危機前保持債務保守的方式能夠在金融危機發生時顯著地緩解投資擠出效應。本文的結論證實了債務保守的財務柔性假說。

本文研究意義在于：首先，資本結構研究被稱為財務研究中理論與實踐差距最大的領域（Graham and Harvey，2001）［12］，而債務保守是 “資本結構之謎”（The Capital Structure Puzzle）（Myers，1984）［17］的重要組成部分，對債務保守的研究對推動資本結構理論的發展有重要的價值。本文的研究從債務保守對投資擠出效應緩解作用的角度證實了債務保守的財務柔性假說，豐富了債務保守研究的相關文獻。其次，Marchica and Mura（2010）［18］，de Jong et al.（2012）［19］，及 Ferrando et al.（2017）［20］等研究了在正常情況下債務保守提供的財務柔性對企業資本支出投資水平的影響。曾愛民等（2013）［21］、Arslan-Ayaydin et al.（2014）［22］分別在2008金融危機與1997年東南亞金融危機的背景下，研究了財務柔性對企業融資與資本支出投資的作用。鑒于商業信用供給對企業的重要作用，于歡（2016）［23］的研究在2008年金融危機的背景下，從商業信用供給的角度研究了財務柔性對企業投資下降的緩沖作用。本文的研究延續了這一類文獻并進行了拓展，從緩解企業資本支出與商業信用供給間投資擠出效應的角度拓展了財務柔性作用機制和路徑的研究。第三，從實際應用價值的角度，本文的研究對企業更好地完善財務政策，抓住未來可能的投資機會，降低投資擠出效應，實現價值最大化，以及應對外界各種可能的沖擊有一定的啟發。

二、理論分析與研究假設

假設在某時刻有兩種類型的投資：I1、I2，I1表示企業在商業信用供給上的投資，I2表示資本支出投資。投資的收益函數分別表示為：TR、TP，都為一階導大于零，二階導小于零的凹函數，滿足TR′＞0，TP′＞0，TR″＜0，TP″＜0。假設企業有內部資金OCF，企業的財務赤字DEF=I1+I2-OCF。設企業的外部融資成本函數為 TC，滿足 TC′＞0、TC″＞0。

設企業的目標函數為V，V=TR（I1）+TP（I2）-TC（DEF），企業的最優化問題表示為：

將（1）式中的約束條件帶入目標函數，分別對I1、I2求導，可得最優化的一階條件：

（3）式的經濟含義是：企業將資金在商業信用供給和資本支出間進行分配，直至二者的收益在邊際上相等，且都等于企業外部融資的邊際成本。

（一）商業信用供給與資本支出間的投資擠出效應

假如存在對產品市場的外部沖擊，比如準入門檻的降低，新競爭者的進入等，或者產品市場摩擦的增加，市場競爭變得更加激烈。這些外部沖擊促使企業更加依賴商業信用供給作為市場競爭的手段，服務于企業擴大市場份額、提高市場占有率的需要，表現為商業信用供給投資邊際收益MR的提高。因此，最優化一階條件（3）式變為：

從（4）式可以看出，企業這時需要增加對商業信用供給的投資，才能實現價值的最大化。問題是企業如何解決額外商業信用供給增加的資金來源，從（4）式可以看出，來源有兩個：一是企業通過外部融資的方式，二是降低企業計劃的資本支出水平，將原計劃對資本支出的部分資金重新分配到商業信用供給上。假設企業首先選擇通過外部融資的方式解決融資，顯然伴隨著企業外部融資的不斷增多，外部融資的邊際成本提高，（4）式變為：

對（5）式來說，顯然此時企業通過降低計劃資本支出投資的方式融資更優，伴隨著資本支出投資的減少，資本支出邊際收益提高，這時企業會重新采用外部融資的方式。這個過程不斷持續，直到最優化的一階條件（3）式重新得到滿足。

從以上的分析可以看出，從外部沖擊打破最初的均衡開始，到企業尋求外部融資，到企業利用降低資本支出投資的方式融資，到均衡的重新實現。在新的均衡狀態下，企業的商業信用供給增加、外部融資增加，同時企業的資本支出投資降低，因此商業信用供給對資本支出產生了“投資擠出效應”，反之亦然。因此，可以得出需要驗證的第一個研究假設：

假設1：商業信用供給與資本支出之間存在“投資擠出效應”，二者負相關。

（二）債務保守對投資擠出效應的緩解作用

企業受到的融資約束程度，會由于企業自身財務政策的不同而產生差異。在其它條件相同的情況下，負債水平較低的企業較之高負債企業具有更低的風險水平、更低的財務困境成本，進而更低的外部融資成本。Almeida et al.（2011）［24］的理論研究表明，企業通過前期降低財務杠桿的方式可以降低企業的財務困境成本和融資約束。DeAngelo and DeAngelo（2007）［25］在關于企業財務柔性的理論分析框架中，認為低杠桿是企業實現財務柔性的重要手段。同時，一系列的實證研究也表明，企業通過保守的債務政策儲備的未使用債務能力能夠使企業在需要時以更低的成本獲取更多的債務融資，以滿足企業投資支出的資金需要（Marchica and Mura，2010；de Jong et al.，2012；Arslan et al.，2014）［18，19］［22］。

假設企業的外部融資邊際成本MC是企業負債水平（DEBT）的函數，表示為：

由以上分析可得：

（7）式表示隨著企業負債率的上升，企業的邊際外部融資成本是遞增的。因此對（4）式來說，負債水平更低的企業會優先選擇或更多地選擇通過外部融資的方式來滿足投資增加的資金需要，從而緩解了企業的投資擠出效應。因此，可得研究假設2：

假設2：債務保守企業商業信用供給與資本支出間的投資擠出效應更小，債務保守可以起到緩解投資擠出效應的作用。

三、實證研究設計

（一）實證回歸模型

為了驗證假設1，關于商業信用供給與資本支出投資間的擠出效應，設置如下實證模型：

模型（8）中，被解釋變量為企業的資本支出，CAPXit表示企業i在t年的資本支出。主要的解釋變量為企業的商業信用供給（TCit），如果投資擠出效應存在，則系數β1應顯著為負。控制變量包括公司規模（SIZEit）、市賬率（MBit）、現金流（OCFit）、固定資產比重（TANGit）、公司年齡（AGEit）。εit為誤差項。

為了進一步驗證投資擠出效應在國有與民營企業間的差異，設置如下模型：

9式中，變量STATE為表示企業產權性質的虛擬變量，主要關注交互項的系數。同時，將樣本整體根據企業的產權性質分為國有與民營兩個子樣本，分別使用兩個子樣本對模型（8）進行回歸，觀察并比較主要解釋變量商業信用供給（TCit）的顯著性及大小。控制變量同模型（8）。

為了驗證研究假設2，關于企業通過債務保守是否能夠對投資擠出效應產生緩解作用，設置如下模型：

10式中的被解釋變量為資本支出（CAPXit），主要的解釋變量為企業的商業信用供給（TCit）、債務保守虛擬變量（DCit）和二者的交互項（DCit×TCit）。主要觀察交互項的系數及顯著性，如果實證結果符合研究假設的預測，則交互項系數β3顯著為正，表明企業通過債務保守可以實現投資擠出效應的緩解作用。控制變量同模型（8）。

（二）變量定義與樣本選擇

本文的數據來自國泰安（CSMAR）數據庫，根據需要采集了2004-2012年的數據作為研究樣本。并且：（1）剔除了金融類上市公司；（2）剔除了數據缺失的公司數據；（3）剔除了負債率小于零及大于1的公司。共得2004-2012年的11 466個觀察值的非平衡面板數據。為克服極端值的影響，對變量進行了1%和99%水平的winsorize處理。

“金融發展”指標數據來自王小魯等（2017）［26］的《中國分省份市場化指數報告》，選取了市場化指數中的“金融業市場化”指標作為“金融發展”的度量。為了驗證貨幣政策的變化對商業信用供給與資本支出間擠出效應的影響，借鑒饒品貴、姜國華（2013）［27］等關于貨幣政策變化對企業經濟行為影響的研究，設置貨幣政策緊縮虛擬變量（M），如果年份為2004、2006、2007和2010則界定為貨幣政策緊縮年，MP=1，否則為0。表1給出了變量的定義與計算方法。

表1 變量定義與計算

（三）描述性統計與相關性分析

表2 描述性統計表

表3為主要變量的相關性系數表。

表3 相關性系數表

從表中可以看出，資本支出（CAPX）與商業信用供給（TC）的相關性系數為負，說明了資本支出與商業信用供給的負相關關系，商業信用供給與資本支出間存在投資擠出效應。

四、實證結果與分析

（一）投資擠出效應分析

本部分主要的目的是檢驗假設1關于企業商業信用供給與資本支出間的投資擠出效應。使用所選擇的樣本對模型（8）進行回歸，結果見表4所示。回歸方法使用了面板數據的固定效應方法，P檢驗和husman檢驗顯示，固定效應（FE）的回歸方法更合適。為處理可能的異方差問題，在回歸中使用了異方差穩健的標準差，并在公司層面上聚類。

表4 投資擠出效應

從表4中可以看出，商業信用供給（TC）的系數為負，且在1%水平上顯著，說明了商業信用供給與企業資本支出投資之間負相關，存在此消彼長的關系，商業信用供給與資本支出之間存在投資擠出效應。假設1得到實證檢驗的支持。

第二、三列分別使用了不同產權性質企業的子樣本對模型（8）進行回歸，回歸結果顯示商業信用供給變量（TC）的系數都為負，且都在1%水平上顯著。說明在不同的產權性質企業中，商業信用供給與資本支出間的投資擠出效應都存在。第四列的回歸增加了產權性質虛擬變量（STATE），以及與商業信用供給變量（TC）的交互項。回歸結果顯示，交互項系數為負，但只有在25%水平上才顯著，因此基本可認為商業信用供給與資本支出間的擠出效應在不同產權性質企業間沒有顯著差異。可能的原因是，對民營企業來說，面臨更嚴重的融資約束，因此民營企業的邊際外部融資成本會更高；但同時，對面臨更激烈市場競爭的民營企業來說，也更依賴商業信用供給作為競爭手段，因此商業信用供給的邊際效益可能相對更大。綜合這兩點造成了實證中投資擠出效應在不同產權性質企業間沒有表現出顯著差異。

（二）貨幣政策、金融發展對投資擠出效應的影響分析

融資約束是企業投資擠出效應存在的根源，也是企業債務保守發揮作用的著力點和基本路徑。因此，在論證債務保守對企業投資擠出效應的緩解作用時，需要首先明確融資約束對企業投資擠出效應的影響。以下部分利用影響企業融資約束程度的外生沖擊變化來驗證融資約束對投資擠出效應的影響，隨著外生沖擊的變化，企業投資擠出效應相應改變，進而間接驗證了融資約束對投資擠出效應的影響。本文選擇了貨幣政策和金融發展水平變化兩個角度進行研究，回歸結果見表5、表6。

表5 貨幣政策對投資擠出效應的影響

從表中可以看出，主要的解釋變量商業信用供給（TC）的系數在1%水平上顯著為負，說明了投資擠出效應存在；貨幣政策緊縮虛擬變量（M）的系數在14%水平上顯著為負，說明在貨幣政策緊縮時期企業的投資水平降低；而貨幣政策虛擬變量與商業信用供給的交互項（M×TC）系數為負，但只在17%的水平上才顯著。最后兩列分別使用了貨幣政策緊縮時期與寬松時期的子樣本進行回歸，結果顯示貨幣政策緊縮時期的商業信用供給系數的絕對值比寬松時期稍大，分別為0.0835、0.073，且都在1%水平顯著。綜上可以得出結論：投資擠出效應在貨幣政策緊縮時變得更為顯著。在穩健性檢驗中將使用其它方法度量的貨幣政策緊縮虛擬變量來繼續探討這一問題。

接下來分析金融發展水平的影響，以驗證關于金融發展水平是否對投資擠出效應產生緩解作用。回歸方法同上，結果見表6。

表6 金融發展水平對投資擠出效應的影響

從表第一列可以看出，金融發展與商業信用供給的交互項（FD×TC）系數在1%水平上顯著為正，第二列的金融發展虛擬變量商業信用供給的交互項（DFD×TC）系數在1%水平上顯著為正，第三、四兩列根據金融發展水平虛擬變量對樣本進行劃分，并分別使用不同子樣本對實證模型（8）進行回歸，結果顯示金融發展水平高的地區商業信用供給（TC）系數的絕對值更小。以上實證結論說明了伴隨金融發展水平的提高，融資約束的降低，投資擠出效應得到有效地緩解。

（三）債務保守對投資擠出效應的緩解作用分析

本部分驗證假設2，關于企業是否能夠通過自身的財務政策（債務保守）的構建有效地緩解商業信用供給與資本支出間的投資擠出效應。與以上回歸分析不同的是，本部分實證分析所選數據的樣本區間為2007-2012。由于需要驗證的是企業債務保守能否起到緩解投資擠出效應的作用，假如企業在2004-2006三年間的有息負債率都低于行業20%分位數，則可界定為債務保守企業，因此債務保守策略發揮作用更多地應在2007-2009期間及以后，或者說需要檢驗2004-2006期間的債務保守企業在2007-2009期間是否可以有效地緩解擠出效應。將全部樣本分為三個區間：2004-2006、2007-2009、2010-2012，因此，2007-2009期間的債務保守企業為2004-2006連續三年有息負債率小于行業20%的企業。使用本文所選樣本對模型（10）進行回歸，回歸方法同上。回歸結果見表7。

表7 債務保守對投資擠出效應的緩解作用

從表第一列可以看出，商業信用供給（TC）的系數在1%水平上顯著為負，說明了擠出效應的存在；債務保守虛擬變量（DC）的系數為正，說明債務保守企業的資本支出投資相對更多，但只在23%水平上顯著；債務保守虛擬變量與商業信用供給變量的交互項（DC×TC）系數在5%水平上顯著為正，第三、四兩列分別使用債務保守與非保守子樣本對模型（8）進行回歸，結果顯示債務保守子樣本的商業信用供給（TC）系數絕對值差不多為非保守企業的一半，分別在5%和1%水平上顯著。上述實證結果說明債務保守企業相對非保守企業而言的投資擠出效應更小，驗證了假設2關于企業債務保守可以有效地緩解商業信用供給與資本支出間投資擠出效應的假設。第二列，將債務保守虛擬變量替換為現金持有虛擬變量（CC），用來觀察除債務保守以外的其它財務手段，在緩解投資擠出效應上是否具有同樣的效果。回歸結果顯示，現金持有虛擬變量與商業信用供給的交互項（CC×TC）系數為負，且不顯著。說明企業通過現金持有的方式可能并不能起到保守債務相同的政策效果，不能實現對投資擠出效應的有效緩解，該結論也證實了DeAngelo and DeAngelo（2007）［25］的理論中關于現金持有不適合作為企業構建財務柔性有效工具的假說。

五、穩健性檢驗

本部分的穩健性檢驗從以下兩個方面進行：一是，使用了其它方法衡量的貨幣政策以及金融發展水平指標；二是，基于金融危機的背景檢驗企業債務保守對投資擠出效應的緩解作用的影響。

（一）主要變量的其它度量方法

1.貨幣政策緊縮其它度量方法：基于銀行家調查報告

對于貨幣政策到底屬于緊縮還是寬松的準確界定，在學術界缺乏共識，在學術研究中也沒有公認的統一明確的方法。在本文的穩健性檢驗中，對貨幣政策的描述還使用了中國人民銀行的“銀行家問卷調查”的結果。銀行家問卷調查是中國人民銀行與國家統計局合作于2004年建立的一項季度性調查。中國人民銀行調查統計司和國家統計局服務業調查中心雙方共同負責調查問卷的編制、調查方案和調查指標體系的制定、計算方法的確定，中國人民銀行調查統計司負責銀行家調查的具體實施、數據分析以及調查報告的撰寫等，調查結果由中國人民銀行和國家統計局共同對外發布。

調查采用全面調查與抽樣調查相結合的方式，對我國境內地市級以上的各類銀行機構采取全面調查，對農村信用社采取分層PPS抽樣調查，全國共調查各類銀行機構3100家左右。調查對象為全國各類銀行機構（含外資商業銀行機構）的總部負責人，及其一級分支機構、二級分支機構的行長或主管信貸業務的副行長。饒品貴、姜國華（2013）［27］等的實證研究都使用了該調查問卷中關于宏觀經濟狀況以及貨幣政策取向的數據。

本文使用“銀行家信心指數（INDEX1）”“貨幣政策感受指數（INDEX2）”兩項指標作為貨幣政策緊縮的度量指標。銀行家信心指數是銀行家對于宏觀經濟整體信心的反映，為判斷本季度經濟形勢“正常”的銀行家占比與預期“正常”占比的算術平均數。即在全部調查的銀行家中，通過調查認為本季度經濟狀況“正常”的比例與認為下季度“正常”的比例，然后將二者相加后平均。顯然該指標越大，則代表貨幣政策越寬松，反之則說明貨幣政策越緊縮。《銀行家問卷調查報告》中還報告了被調查的銀行家中認為當前貨幣政策“過松”“偏松”“適度”“偏緊”“過緊”的比例，貨幣政策感受指數的計算為本季度貨幣政策“偏松”、“適度”的占比，在分別賦予權重1和0.5后求和得出。顯然，該指數越大則表示貨幣政策越寬松，而越小則表示貨幣政策越緊縮。以上述兩個指標為基礎的回歸結果見表8。為節省篇幅穩健性檢驗中只匯報了主要解釋變量的回歸結果，沒有給出控制變量的回歸結果。

表8 使用銀行家信心指數、貨幣政策感受指數的回歸結果

表8的前兩列為使用“銀行家信心指數”的回歸結果，分別使用了面板數據的固定效應和隨機效應。從回歸結果可以看出，商業信用供給（TC）的系數為負，且在1%水平上顯著。銀行家信心指數與商業信用供給的交互項（INDEX1×TC）系數為正，且在5%水平上顯著，說明了指數越大，貨幣政策越寬松，則擠出效應越小。后兩列為使用“貨幣政策感受指數（INDEX2）”的回歸結果，也同樣匯報了固定效應與隨機效應的回歸結果，可以看出貨幣政策感受指數與商業信用供給的交互項（INDEX2×TC）系數為正，但不顯著。

2.使用“市場化進程指數”作為“金融發展”的替代變量

本部分的穩健性檢驗使用“市場化進程指數（FD1）”作為金融發展水平的替代性衡量指標，“市場化進程指數”除了包含“金融市場化程度”外，還包含了“政府與市場關系”“中介組織發育與法律”等內容，顯然這些方面都對企業面臨的融資約束程度有一定的影響，因此，使用“市場化進程指數”具有一定的合理性。同時，同上部分的實證分析一致，根據“市場化進程指數（FD1）”設置了相應的虛擬變量——DFD1，當FD1大于中位數時為1，否則為0，分別表示市場化進程水平高、低。表9匯報了相應的回歸結果。

表9 使用“市場化進程指數”的檢驗

從表9的回歸結果可以看出，市場化進程指數與商業信用供給的交互項（FD1×TC）系數為正，且在1%水平上顯著，說明伴隨著市場化進程的提高，商業信用供給與資本支出投資間的擠出效應降低。第二列使用市場化進程虛擬變量的回歸顯示，市場化進程虛擬變量與商業信用供給的交互項（DFD1×TC）系數為正，且在1%水平上顯著。最后兩列分別使用DFD1=1和0，即市場化進程高和低兩個子樣本進行回歸，結果顯示商業信用供給（TC）的系數為負，都在1%水平上顯著。且使用DFD1=1的樣本回歸得到的商業信用供給（TC）的系數絕對值為0.0330，而使用DFD1=0樣本的回歸系數絕對值為0.0755，是DFD1=1的樣本回歸結果的兩倍。因此，上述回歸結果說明了金融發展水平的提高能夠通過緩解融資約束降低投資擠出效應。

（二）基于金融危機沖擊的檢驗

本部分以金融危機沖擊為背景檢驗假設2關于企業債務保守對投資擠出效應的緩解作用，基本思路是金融危機作為外生沖擊事件造成了企業經營環境的惡化，在危機的環境下企業面臨的融資約束可能會變得更為嚴重，這時投資擠出效應會變得更加顯著。對于在危機前采取債務保守的企業來說，可以通過融資約束的降低緩解投資擠出效應。本部分的穩健性檢驗主要關注兩個問題：一是在金融危機期間，投資擠出效應是否更加嚴重，二是危機前以債務保守的企業是否在危機期間投資擠出效應相對更小。因此，本部分的檢驗將樣本區間限定在2008金融危機前后的各三年，共六年的時間范圍，即2005-2007，及2009-2011。定義金融危機虛擬變量CRISIS，危機前為0，危機期間為1。同時定義債務保守虛擬變量（DC）為在2005-2007連續三年企業的有息負債率低于行業20%分位數為1，否則為0。實證結果見表10。

在表10中，分別使用固定效應、隨機效應和混合OLS三種方法進行了回歸，豪斯曼檢驗顯示固定效應更合適。第一列為固定效應的回歸結果，從表中可以看出，商業信用供給的系數為負，在1%水平上顯著擠出效應存在；金融危機虛擬變量系數為負，在1%水平上顯著，說明金融危機期間，企業的投資下降；金融危機虛擬變量與商業信用供給的交互項（CRISI×TC）系數為負，在14%的水平上顯著，基本可以認為在金融危機期間投資擠出效應變得更顯著；而金融危機虛擬變量、商業信用供給及債務保守虛擬變量三項的交互項（CRISI×TC×DC）系數為正，在1%水平上顯著，說明了企業通過債務保守儲備的財務資源可以在金融危機期間緩解商業信用供與資本支出間的擠出效應。

表10 基于金融危機沖擊的檢驗

六、研究結論

本文利用中國A股非金融上市公司的數據，研究發現：企業的商業信用供給與資本支出間存在顯著的投資擠出效應，而企業利用債務保守方式儲備的財務柔性可以顯著地緩解投資投資擠出效應。進一步從金融發展水平和貨幣政策的角度，研究發現金融發展水平的提高能夠顯著地緩解投資擠出效應，而在貨幣政策緊縮時期，企業融資約束程度的增強則顯著地強化了投資擠出效應。利用金融危機作為外生沖擊事件的穩健性檢驗發現在金融危機期間投資擠出效應更為顯著，而在危機前通過債務保守儲備財務柔性的企業可以在危機發生時顯著地緩解金融危機對投資擠出效應造成的負面影響。本文的研究結論證實了債務保守的財務柔性假說，豐富了債務保守、企業資本結構決策影響因素，以及財務柔性研究的相關文獻。