信用風(fēng)險(xiǎn)緩釋憑證對企業(yè)投資行為的影響
——基于融資約束中介效應(yīng)的實(shí)證研究

郭杰 陶凌峰 瞿真

(1.中國人民大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院，北京 100872；2.中國人民大學(xué)漢青經(jīng)濟(jì)與金融高級研究院，北京 100872)

一、引言

信用風(fēng)險(xiǎn)緩釋工具(credit risk mitigation，CRM)是我國為了管理信用風(fēng)險(xiǎn)而設(shè)立的信用衍生產(chǎn)品。中國銀行間市場交易商協(xié)會在2010年10月29日公布的《銀行間市場信用風(fēng)險(xiǎn)緩釋工具試點(diǎn)業(yè)務(wù)指引》中創(chuàng)設(shè)了信用風(fēng)險(xiǎn)緩釋合約(credit risk mitigation agreement，CRMA)和信用風(fēng)險(xiǎn)緩釋憑證(credit risk mitigation warrant，CRMW)，在2016年9月23日公布的《銀行間市場信用風(fēng)險(xiǎn)緩釋工具試點(diǎn)的業(yè)務(wù)規(guī)則》中正式引入信用違約互換(credit default swap，CDS)和信用聯(lián)結(jié)票據(jù)(credit-linked notes，CLN)。其中，信用風(fēng)險(xiǎn)緩釋憑證(CRMW)是標(biāo)的實(shí)體以外機(jī)構(gòu)設(shè)立的，為憑證持有人對標(biāo)的債券提供信用風(fēng)險(xiǎn)保護(hù)的可交易憑證。

CRMW產(chǎn)品與國際市場上最為常見的信用衍生品1——信用違約互換(CDS)在定義上十分相似。CDS產(chǎn)品是對某種特定標(biāo)的物的面值或本金提供的保險(xiǎn)。信用風(fēng)險(xiǎn)保護(hù)買方向賣方定期支付固定的費(fèi)用或一次性支付一定金額，當(dāng)合約中規(guī)定的信用事件發(fā)生時，賣方向買方賠償參考價(jià)值面值的損失部分。根據(jù)這一定義，國內(nèi)銀行間市場的信用風(fēng)險(xiǎn)緩釋合約、信用風(fēng)險(xiǎn)緩釋憑證、信用違約互換和信用聯(lián)結(jié)票據(jù)，以及交易所的信用保護(hù)合約和信用保護(hù)憑證都可以歸結(jié)為信用違約互換產(chǎn)品(林佶，2019)[26]。

自2010年10月公布創(chuàng)設(shè)CRMA和CRMW至2018年上半年，我國信用風(fēng)險(xiǎn)緩釋工具發(fā)展一直較為緩慢。信用風(fēng)險(xiǎn)緩釋工具推出的前幾年，債券市場還存在實(shí)質(zhì)性的剛性兌付現(xiàn)象，為債券起“擔(dān)保”作用的CRMW和CRMA存在意義較小。但隨著經(jīng)濟(jì)環(huán)境下行，債券發(fā)行企業(yè)違約事件頻發(fā)，債券“剛性兌付”的“潛規(guī)則”被打破，債券發(fā)行暫緩或發(fā)行失敗的現(xiàn)象大量出現(xiàn)。金融市場上各類投資者對可以有效管理和分散風(fēng)險(xiǎn)的信用風(fēng)險(xiǎn)緩釋工具出現(xiàn)了實(shí)質(zhì)性需求。同時，企業(yè)的債券融資也受到了影響，尤其是信用問題較為嚴(yán)重的民營企業(yè)，發(fā)行債券融資的難度顯著增加。2018年10月22日，國務(wù)院常務(wù)會議決定設(shè)立民營企業(yè)債券融資支持工具，以市場化方式幫助緩解企業(yè)融資難問題。此后，信用風(fēng)險(xiǎn)緩釋工具的發(fā)行數(shù)量顯著提高。其中，為債券發(fā)行起擔(dān)保作用且可隨標(biāo)的債券在二級市場上流通的信用風(fēng)險(xiǎn)緩釋憑證發(fā)行數(shù)量最多，發(fā)行金額最大(如表1所示)。

CRMW產(chǎn)品迅速發(fā)展的同時，學(xué)界有關(guān)CRMW產(chǎn)品的研究卻比較有限。較早的文獻(xiàn)針對CRMW的定價(jià)進(jìn)行了研究(雎嵐和施虓文，2013；張強(qiáng)和吳敏，2012)[23][37]，但尚未有文獻(xiàn)利用中國企業(yè)微觀數(shù)據(jù)研究CRMW產(chǎn)品對企業(yè)投資的影響，尤其是缺乏CRMW產(chǎn)品影響企業(yè)行為機(jī)制的探討。因此，本文將在以下三方面進(jìn)行嘗試：第一，利用中國數(shù)據(jù)就CRMW產(chǎn)品對企業(yè)投資的影響進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，從而為政策制定者進(jìn)一步利用該產(chǎn)品解決民營企業(yè)融資難、融資貴的問題提供相應(yīng)的決策參考；第二，對CRMW產(chǎn)品影響企業(yè)投資的路徑進(jìn)行實(shí)證分析，以期揭示當(dāng)前中國資本市場中CRMW產(chǎn)品的作用機(jī)制，從而為相關(guān)部門和企業(yè)更好地發(fā)展與應(yīng)用該產(chǎn)品提供決策參考；第三，在研究方法上，由于CRMW產(chǎn)品的發(fā)行并不是隨機(jī)實(shí)驗(yàn)，為了克服樣本選擇問題可能給實(shí)證分析帶來的影響，本文使用傾向得分匹配(propensity score matching，PSM)方法為發(fā)行CRMW產(chǎn)品的企業(yè)尋找合適的對照組，在匹配之后進(jìn)行雙重差分(difference-in-difference，DID)分析，盡可能獲得更可靠的估計(jì)結(jié)果。

表1 信用風(fēng)險(xiǎn)緩釋工具發(fā)行情況

二、文獻(xiàn)回顧與研究假設(shè)

國外文獻(xiàn)中針對CRMW的同類產(chǎn)品——信用違約互換(CDS)的研究較為豐富。一方面，較早的文獻(xiàn)指出，CDS產(chǎn)品會減輕債權(quán)人對企業(yè)的監(jiān)督作用、改變債權(quán)人與企業(yè)之間的關(guān)系，這為CDS產(chǎn)品影響企業(yè)投資提供了理論依據(jù)。由于企業(yè)債權(quán)人的收益是企業(yè)價(jià)值的凹函數(shù)(Jensen and Meckling，1976)[13]，相對于企業(yè)股東而言，債權(quán)人更不愿意承擔(dān)風(fēng)險(xiǎn)，因此，債權(quán)人會通過持續(xù)監(jiān)督企業(yè)的行為來保護(hù)自己的利益不受損害(Fama，1985；Nini et al.，2012)[10][17]。而CDS產(chǎn)品可以幫助債權(quán)人轉(zhuǎn)移信用風(fēng)險(xiǎn)，減弱其監(jiān)督與介入企業(yè)治理的動機(jī)(Morrison，2005)[15]，結(jié)果會減弱債權(quán)人在制訂債務(wù)契約時對企業(yè)行為的限制，進(jìn)而促進(jìn)企業(yè)投資。另一方面，CDS產(chǎn)品對債權(quán)人信用風(fēng)險(xiǎn)的轉(zhuǎn)移可能造成“空心債權(quán)人問題”(Bolton and Oehmke，2011)[5]，使得債權(quán)人在債務(wù)再談判中更為強(qiáng)勢，甚至有意將財(cái)務(wù)困境中的企業(yè)推向破產(chǎn)，以獲得CDS售出方的賠償支付。這種情況下，CDS產(chǎn)品反而會使企業(yè)在進(jìn)行投資時更為謹(jǐn)慎。以上兩種作用雖然會對企業(yè)投資水平產(chǎn)生相反的影響，但都是由CDS產(chǎn)品改變了債權(quán)人監(jiān)督、介入企業(yè)管理的方式所導(dǎo)致，因此可以歸納為債權(quán)人監(jiān)督機(jī)制。

在以上研究的基礎(chǔ)上，近年來多篇文獻(xiàn)探討了CDS產(chǎn)品對企業(yè)投資行為的影響。例如，Chang et al. (2019)[6]利用美國上市公司數(shù)據(jù)檢驗(yàn)了CDS產(chǎn)品對于企業(yè)創(chuàng)新的影響，結(jié)果發(fā)現(xiàn)CDS產(chǎn)品通過提高債權(quán)人的風(fēng)險(xiǎn)承受能力，促使企業(yè)從事風(fēng)險(xiǎn)系數(shù)更高的創(chuàng)新投資項(xiàng)目，從而增加了企業(yè)的創(chuàng)新成果。Danis and Gamba(2018)[8]通過構(gòu)建理論模型指出CDS產(chǎn)品的引入和交易會導(dǎo)致企業(yè)提高投資水平。Bartram et al.(2019)[4]分析了50個國家2001―2015年的企業(yè)數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)CDS產(chǎn)品會對企業(yè)的投資水平產(chǎn)生正向影響，而影響的程度取決于企業(yè)所在國家的法律與市場環(huán)境。

其實(shí)，作為企業(yè)債務(wù)的“保險(xiǎn)”，CDS產(chǎn)品可能通過不同渠道影響企業(yè)的投資行為，但大多數(shù)文獻(xiàn)在分析CDS產(chǎn)品對企業(yè)投資的影響時，卻常常是從債權(quán)人監(jiān)督機(jī)制入手。其原因在于，對于以上文獻(xiàn)的主要考察對象——美國企業(yè)來說，債權(quán)人監(jiān)督機(jī)制起主要作用。在美國金融市場中，債權(quán)人為了保護(hù)自身利益不受損害，會對企業(yè)運(yùn)營狀況進(jìn)行持續(xù)監(jiān)督，并通過債務(wù)契約(包括各種貸款契約、債券發(fā)行契約等)來限制企業(yè)行為。在特定情況下，債權(quán)人會通過債務(wù)再談判介入公司治理，制訂更嚴(yán)格的債務(wù)契約對企業(yè)進(jìn)行約束(Nini et al.，2012)[17]。而當(dāng)市場上存在相應(yīng)CDS產(chǎn)品時，債權(quán)人可以通過信用衍生品市場對沖信用風(fēng)險(xiǎn)，傾向于弱化對企業(yè)行為的監(jiān)督(Shan et al.，2015)[20]。由此可見，債權(quán)人在公司治理中扮演著相當(dāng)重要的角色，因此CDS產(chǎn)品會通過弱化債權(quán)人的監(jiān)督作用對企業(yè)行為產(chǎn)生影響。

然而，我國金融市場與美國存在顯著差異，CRMW產(chǎn)品因弱化債權(quán)人的監(jiān)督作用而影響企業(yè)行為的機(jī)制在我國并不具備合適的“土壤”。第一，與國際CDS市場中通行的“多標(biāo)的債務(wù)”2規(guī)則不同，CRMW產(chǎn)品僅對“單一標(biāo)的債務(wù)”提供信用保護(hù)。同時，CRMW目前在二級市場中不能單獨(dú)流通，只能和標(biāo)的債務(wù)綁定交易。對于銀行而言，無法通過購買CRMW產(chǎn)品來對沖特定企業(yè)貸款的信用風(fēng)險(xiǎn)，自然也就不會因該產(chǎn)品的發(fā)行而減少對企業(yè)的監(jiān)督。第二，對于債券投資者而言，由于企業(yè)發(fā)行的債券被廣泛持有，企業(yè)同債券持有者進(jìn)行再談判相當(dāng)困難(Gilson et al.，1990)[12]，債券持有者很難通過債務(wù)再談判參與公司治理。同時，由于缺少信息渠道(王雄元和高開娟，2017)[31]，我國債券投資者對企業(yè)的監(jiān)督作用本來就相對較弱。第三，目前CRMW所擔(dān)保的產(chǎn)品主要是短期融資券與超短期融資券，這類產(chǎn)品期限較短，債權(quán)人對發(fā)行公司進(jìn)行監(jiān)督的動機(jī)不強(qiáng)。因此，CRMW產(chǎn)品通過緩解債權(quán)人監(jiān)督對企業(yè)行為產(chǎn)生影響的可能性較小。

在我國，CRMW產(chǎn)品自2018年起作為一種民營企業(yè)債券融資支持工具得到了廣泛應(yīng)用，其發(fā)行可以起到支持企業(yè)融資的作用。CRMW產(chǎn)品的創(chuàng)設(shè)機(jī)構(gòu)都是信用較好的商業(yè)銀行和擔(dān)保公司等機(jī)構(gòu)，若投資者購買了CRMW產(chǎn)品，債券發(fā)行企業(yè)違約不會影響投資者獲取債券投資收益，降低了投資者面臨的信用風(fēng)險(xiǎn)。同時，創(chuàng)設(shè)機(jī)構(gòu)通常選擇有市場、有前景、技術(shù)有競爭力，只是暫時遇到流動性困難的民營企業(yè)發(fā)行該產(chǎn)品，相當(dāng)于為該企業(yè)承擔(dān)了信用風(fēng)險(xiǎn)敞口。創(chuàng)設(shè)機(jī)構(gòu)的這種支持可能會通過信號傳遞機(jī)制對企業(yè)其他渠道融資起到增信作用。因此，CRMW產(chǎn)品可以促進(jìn)企業(yè)債券發(fā)行并降低企業(yè)的債務(wù)融資成本，減輕企業(yè)的融資約束。

有關(guān)研究表明，資本市場存在著各種各樣的摩擦，導(dǎo)致企業(yè)外部融資成本遠(yuǎn)高于內(nèi)部融資成本，企業(yè)往往面臨融資約束，存在投資不足的現(xiàn)象(Myers and Majluf，1984；Fazzari et al.，1988；屈文洲等，2011)[16][11][28]。另外，我國企業(yè)的所有權(quán)性質(zhì)往往會對貸款可獲得性造成影響，民營企業(yè)受到了“金融歧視”(Allen et al.，2005)[1]；相比大型企業(yè)和國有企業(yè)，成長型的中小企業(yè)與民營企業(yè)受到了更強(qiáng)的融資約束(于澤等，2015)[35]。因此，如果CRMW產(chǎn)品可以支持企業(yè)融資，從而緩解企業(yè)的融資約束，就會對企業(yè)投資起到促進(jìn)作用。

根據(jù)以上分析，結(jié)合中國金融市場的實(shí)際情況，本文認(rèn)為CRMW產(chǎn)品的發(fā)行會通過緩解企業(yè)的融資約束這一機(jī)制對企業(yè)投資率產(chǎn)生正向影響，并且這種影響對于融資約束更為嚴(yán)重的非上市企業(yè)、民營企業(yè)更為顯著。由此，本文提出以下假設(shè)：

H1：CRMW產(chǎn)品會對企業(yè)投資產(chǎn)生正向影響。

H2：CRMW產(chǎn)品對企業(yè)投資的影響存在異質(zhì)性。對于融資約束較為嚴(yán)重的企業(yè)，正向影響更加顯著。

三、研究設(shè)計(jì)

本文實(shí)證研究的主要目標(biāo)是將2018―2019年CRMW產(chǎn)品創(chuàng)設(shè)作為準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)，采用雙重差分模型，通過考察企業(yè)發(fā)行CRMW產(chǎn)品后投資水平的變化來揭示CRMW產(chǎn)品發(fā)行與企業(yè)投資之間的因果聯(lián)系。然而，創(chuàng)設(shè)機(jī)構(gòu)選擇企業(yè)發(fā)行CRMW產(chǎn)品的決策不可能是隨機(jī)的，企業(yè)被選中的可能性會受到許多因素影響(Ashcraft and Santos，2009)[2]，因此本文嘗試采用傾向得分匹配方法控制上述因素，以消除選擇性偏誤可能帶來的影響。

(一)樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

2010年10月29日，中國銀行間市場交易商協(xié)會創(chuàng)設(shè)了信用風(fēng)險(xiǎn)緩釋憑證(CRMW)。雖然2010―2016年也有CRMW產(chǎn)品發(fā)行，但本文選取的處理組是2018年10月至2019年發(fā)行CRMW產(chǎn)品的企業(yè)，原因主要有以下兩點(diǎn)：首先，2010―2016年發(fā)行的CRMW產(chǎn)品數(shù)量較少，六年合計(jì)10只；而僅在2018年10月至2019年9月底就發(fā)行了123只產(chǎn)品，若擴(kuò)大樣本期至2010年將導(dǎo)致大范圍數(shù)據(jù)缺失、變量不平穩(wěn)等問題。其次，早期發(fā)行的CRMW產(chǎn)品具有試點(diǎn)性質(zhì)，且債務(wù)發(fā)行主體多為大型國有控股企業(yè)，如中國聯(lián)通、中國石油、中國農(nóng)業(yè)銀行等。此類企業(yè)信用水平高，面臨的融資約束較弱，不是本文研究假設(shè)中主要考察的目標(biāo)。

目前，國內(nèi)CRMW產(chǎn)品作為企業(yè)債務(wù)的“保險(xiǎn)”，均與企業(yè)債務(wù)融資產(chǎn)品綁定發(fā)行。其中絕大多數(shù)CRMW所對應(yīng)的產(chǎn)品均為短期融資券、超短期融資券或中期票據(jù)，占2018年起CRMW總產(chǎn)品數(shù)量的98.4%。因此，本文選取2017年1月1日至2019年9月30日所有在銀行間市場發(fā)行過短期融資券、超短期融資券或中期票據(jù)的共1811家企業(yè)作為分析對象，從中匹配對照組進(jìn)行分析。為了保證數(shù)據(jù)分析的連貫性和分析結(jié)果的可靠性，本文采用2016年第一季度至2019年第二季度共14個季度的企業(yè)財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)進(jìn)行研究。由于樣本中大部分(80.4%)的發(fā)債企業(yè)為非上市公司，樣本期內(nèi)存在數(shù)據(jù)缺失情況，因此采用非平衡面板數(shù)據(jù)進(jìn)行分析。為了消除極端值的影響，對所有涉及的連續(xù)變量在1%水平進(jìn)行了縮尾(winsorize)處理。本文使用的數(shù)據(jù)來自于WIND數(shù)據(jù)庫和中國貨幣網(wǎng)。

(二)研究方法

1.傾向得分匹配法(PSM)

盡管本文實(shí)證研究的主要目標(biāo)是將2018―2019年CRMW產(chǎn)品的創(chuàng)設(shè)作為準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)，但創(chuàng)設(shè)機(jī)構(gòu)會考慮企業(yè)的流動性風(fēng)險(xiǎn)、盈利能力等多方面因素，并不是隨機(jī)選擇企業(yè)進(jìn)行創(chuàng)設(shè)(Ashcraft and Santos，2009)[2]。因此，本文采用傾向得分匹配方法以改善樣本選擇偏誤(Rosenbaum and Rubin，1985)[19]，匹配選取與新發(fā)行CRMW產(chǎn)品的企業(yè)(處理組)在創(chuàng)設(shè)該產(chǎn)品之前的相關(guān)特征“盡可能一致”的非CRMW企業(yè)作為對照組。

首先，參考Martin and Roychowdhury(2015)[14]和Chang et al.(2019)[6]的做法，利用發(fā)債企業(yè)的財(cái)務(wù)信息構(gòu)建Probit模型，對企業(yè)在給定時間點(diǎn)創(chuàng)設(shè)CRMW產(chǎn)品的可能性進(jìn)行建模。利用該時間點(diǎn)樣本中所有發(fā)債企業(yè)的財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)對以下模型進(jìn)行估計(jì)：

其中，CRMWi,t為二元虛擬變量，當(dāng)企業(yè)i在時間t有CRMW產(chǎn)品在市場中交易時，CRMWi,t取1，否則取0；Xi.t-1為一組可能影響企業(yè)信用風(fēng)險(xiǎn)的滯后一期的財(cái)務(wù)指標(biāo)，包括主體評級、凈資產(chǎn)收益率和企業(yè)規(guī)模；Zi,t包括了可能影響企業(yè)發(fā)行CRMW產(chǎn)品的固有特征，如企業(yè)年齡和民營企業(yè)虛擬變量等。

隨后，根據(jù)模型估計(jì)得出的傾向得分值，對每個處理組的企業(yè)i在時間t從對照組中尋找預(yù)期傾向得分最接近的企業(yè)作為其對照組。

2.雙重差分方法(DID)

雙重差分方法可以有效識別出企業(yè)創(chuàng)設(shè)CRMW產(chǎn)品后受該產(chǎn)品影響而導(dǎo)致的“政策處理效應(yīng)”，從而廣泛地使用于政策實(shí)施的效果評估(李賁和吳利華，2018)[24]。本文采用該方法，構(gòu)建以下基本模型：

其中，被解釋變量Investi,t代表企業(yè)i在時間t的投資率，核心解釋變量為CRMWi,t，系數(shù)β1刻畫了企業(yè)發(fā)行CRMW產(chǎn)品對投資率產(chǎn)生的“政策處理效應(yīng)”3(Chang et al.，2019)[6]。參考李鳳羽和楊墨竹(2015)[25]、辛清泉等(2007)[32]，Y包括一組可能影響企業(yè)投資率的控制變量(詳見下文變量說明)，所有控制變量均采用上期數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸。除了以上控制變量，本文還控制了企業(yè)層面的個體固定效應(yīng)與時間固定效應(yīng)，所有回歸均使用行業(yè)層面聚類穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤。

(三)變量說明

1.被解釋變量

借鑒許偉和陳斌開(2016)[33]、饒品貴等(2017)[29]，本文采用企業(yè)經(jīng)上期總資產(chǎn)標(biāo)準(zhǔn)化的購買固定資產(chǎn)、無形資產(chǎn)及其他長期資產(chǎn)支付的現(xiàn)金作為企業(yè)投資率的主要指標(biāo)，記為投資率(CF)；同時采用固定資產(chǎn)與在建工程凈額的改變量與企業(yè)上期總資產(chǎn)之比這一指標(biāo)對實(shí)證結(jié)果進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，記為投資率(BS)。

2.解釋變量

本文選擇 CRMW 這一虛擬變量作為核心解釋變量，其系數(shù)度量了發(fā)行CRMW產(chǎn)品對處理組投資水平的影響。同時，為了分析CRMW產(chǎn)品對企業(yè)投資影響的異質(zhì)性，本文還選擇了企業(yè)融資約束的以下三種衡量指標(biāo)：上市企業(yè)虛擬變量、民營企業(yè)虛擬變量以及融資約束指數(shù)(SA指數(shù))。本文采用SA指數(shù)絕對值的對數(shù)值(盧盛峰和陳思霞，2017)[27]，數(shù)值越大說明企業(yè)面臨的融資約束越強(qiáng)。

表2 變量定義

表3 主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

3.控制變量

借鑒李鳳羽和楊墨竹(2015)[25]、辛清泉等(2007)[32]、喻坤等(2014)[36]，本文選擇了以下控制變量：企業(yè)投資率的一期滯后項(xiàng)、企業(yè)凈資產(chǎn)收益率、杠桿率、企業(yè)年齡、經(jīng)營現(xiàn)金流、企業(yè)規(guī)模、銷售增長率以及籌資活動現(xiàn)金流量。主要變量定義見表2，主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果見表3。

四、實(shí)證結(jié)果與分析

(一)樣本匹配情況

首先采用傾向得分匹配方法為處理組企業(yè)匹配對照組，具體匹配方式如下：(1)由于樣本中企業(yè)創(chuàng)設(shè)CRMW產(chǎn)品的時間有所不同，產(chǎn)品發(fā)行時間分散在2018年9月至2019年6月，因此參考李賁和吳利華(2018)[24]，分別獲得三個季度(2018年第四季度至2019年第二季度)的處理組和對照組樣本，隨后將企業(yè)樣本按照創(chuàng)設(shè)CRMW產(chǎn)品的時間逐季度進(jìn)行匹配；(2)根據(jù)式(1)，采用該季度創(chuàng)設(shè)CRMW產(chǎn)品的虛擬變量和前一期的特征變量作為匹配數(shù)據(jù)，并將數(shù)據(jù)隨機(jī)排序；(3)使用Probit模型來估計(jì)傾向得分；(4)匹配，采用“k近鄰匹配”(k=1)方法；匹配時不允許并列，當(dāng)存在傾向得分相同的并列個體時，按照數(shù)據(jù)排序選擇；選擇企業(yè)主體評級(若主體評級為AA+或以上則取1，否則取0)、凈資產(chǎn)收益率、企業(yè)規(guī)模、企業(yè)年齡、民營企業(yè)虛擬變量作為匹配的特征變量。特征變量的平衡性檢驗(yàn)結(jié)果如表4所示。

表4 特征變量的平衡性檢驗(yàn)結(jié)果

圖1 匹配前后傾向得分的核密度分布對比

樣本平衡性檢驗(yàn)結(jié)果表明，匹配后兩組樣本之間的數(shù)據(jù)特征已趨于一致，符合可比性要求。此外，核密度函數(shù)曲線表明(見圖1)，在完成最近鄰匹配后，兩組樣本的概率密度分布趨于一致，這表明匹配后兩組樣本企業(yè)各方面特征已非常接近，樣本的選擇性偏差基本消除。

(二)基準(zhǔn)回歸結(jié)果與分析

表5中第(1)、(2)列回歸結(jié)果顯示，全樣本中CRMW對企業(yè)投資的影響并不顯著，但加入CRMW與上市公司虛擬變量的交互項(xiàng)后，CRMW與交互項(xiàng)的系數(shù)均在1%水平下顯著，且模型R2有較為明顯的提高；CRMW系數(shù)顯著為正，同時交互項(xiàng)系數(shù)顯著為負(fù)，說明CRMW對企業(yè)投資水平存在正向影響，且這種影響對非上市企業(yè)更加顯著。

為了進(jìn)一步驗(yàn)證上述結(jié)論，將處理組樣本根據(jù)企業(yè)是否上市分為兩個子樣本，并分別重新匹配對照組企業(yè)。第(3)～(6)列結(jié)果表明，CRMW并不是對所有企業(yè)的投資水平都有顯著影響。由于上市企業(yè)面臨的融資約束相對較輕，CRMW無法通過放松融資約束對其投資水平產(chǎn)生顯著影響，假設(shè)1部分地得到驗(yàn)證，即CRMW產(chǎn)品會對非上市企業(yè)的投資水平產(chǎn)生正向影響。第(5)列結(jié)果顯示CRMW對上市企業(yè)投資率存在一定的負(fù)向作用，但顯著性不強(qiáng)，可能是模型控制變量過少而造成的遺漏變量偏誤導(dǎo)致，根據(jù)第(6)列結(jié)果可以看出，加入一系列控制變量后，模型解釋力得到了顯著提升，同時CRMW對企業(yè)投資的影響不再顯著為負(fù)。

表5 CRMW 產(chǎn)品對企業(yè)投資的影響

(三)基于企業(yè)融資約束水平的異質(zhì)性分析

為了驗(yàn)證研究假設(shè)2，考察CRMW產(chǎn)品對企業(yè)投資影響的異質(zhì)性，在模型中分別加入解釋變量CRMW與民營企業(yè)虛擬變量以及融資約束指標(biāo)的交互項(xiàng)進(jìn)行回歸。表6第(3)～(4)列結(jié)果表明，在非上市企業(yè)中，CRMW對于民營企業(yè)投資的影響強(qiáng)于國有企業(yè)；并且企業(yè)面臨的融資約束越強(qiáng)，CRMW對于企業(yè)投資的正向影響作用越大。而第(1)、(2)、(5)、(6)列結(jié)果表明，在全樣本與上市企業(yè)子樣本中，CRMW對企業(yè)投資的影響的這種異質(zhì)性并不顯著。結(jié)合上一小節(jié)基準(zhǔn)回歸中的結(jié)論，假設(shè)2得到驗(yàn)證：CRMW產(chǎn)品對企業(yè)投資的影響存在異質(zhì)性，相比上市企業(yè)，融資約束較為嚴(yán)重的非上市企業(yè)受到的正向影響更加顯著；在非上市企業(yè)中，CRMW產(chǎn)品的影響對于民營企業(yè)、融資約束較強(qiáng)的企業(yè)更為顯著。

表6 基于融資約束的異質(zhì)性分析

基準(zhǔn)模型與異質(zhì)性分析的結(jié)果表明，CRMW產(chǎn)品對我國非上市企業(yè)投資產(chǎn)生了顯著的正向影響，并且這種影響基于企業(yè)融資約束水平的不同存在著顯著的異質(zhì)性。這一發(fā)現(xiàn)間接證實(shí)了本文針對中國金融市場進(jìn)行分析的結(jié)論，即CRMW產(chǎn)品在我國會通過緩解企業(yè)融資約束的機(jī)制對企業(yè)行為產(chǎn)生影響。為了驗(yàn)證這一機(jī)制，有必要對CRMW產(chǎn)品影響企業(yè)投資的作用渠道進(jìn)行進(jìn)一步檢驗(yàn)。

(四)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

上文使用較為前沿的傾向得分匹配基礎(chǔ)上的雙重差分(PSM-DID)方法以盡可能獲取更可靠的估計(jì)結(jié)果。為了保證回歸結(jié)果的穩(wěn)健性，本文還進(jìn)行了如下穩(wěn)健性檢驗(yàn)：

1.投資率的其他度量

前文主要利用現(xiàn)金流量表中購買固定資產(chǎn)、無形資產(chǎn)及其他長期資產(chǎn)支付的現(xiàn)金這一指標(biāo)衡量企業(yè)投資率，此處嘗試采用企業(yè)資產(chǎn)負(fù)債表中固定資產(chǎn)和在建工程項(xiàng)目凈額的改變量與企業(yè)總資產(chǎn)的比例來衡量企業(yè)的資本投資水平。表7中結(jié)果顯示，全樣本回歸結(jié)果中，CRMW對企業(yè)投資率產(chǎn)生了顯著的正向影響，且這種影響對于非上市企業(yè)更為顯著；同時，非上市企業(yè)中，CRMW對企業(yè)投資的影響存在異質(zhì)性，對于融資約束較強(qiáng)的企業(yè)，這種正向影響更為顯著。因此，本文核心結(jié)論不受被解釋變量測算方法的影響。

表7 投資率的其他度量

2.平行趨勢假定檢驗(yàn)

雙重差分估計(jì)方程的使用前提之一是處理組和控制組對于因變量的影響在政策實(shí)施前呈現(xiàn)平行趨勢(Roberts and Whited，2013)[18]。參考Dyreng et al.(2016)[9]的方法，本文修正了式(2)，用企業(yè)發(fā)行CRMW產(chǎn)品前后各兩期的時間虛擬變量與處理組虛擬變量的交互項(xiàng)取代原有解釋變量CRMW進(jìn)行平行趨勢假定檢驗(yàn)。檢驗(yàn)結(jié)果顯示(見表8)，企業(yè)發(fā)行CRMW產(chǎn)品前的時期對應(yīng)系數(shù)均不顯著，本文得到的結(jié)論并不是隨時間變動而導(dǎo)致的結(jié)果。

表8 平行趨勢假定檢驗(yàn)

3.安慰劑檢驗(yàn)

為了保證研究結(jié)論的穩(wěn)健性，本文通過構(gòu)造虛假政策時點(diǎn)和虛假處理組這兩種方法進(jìn)行了安慰劑檢驗(yàn)。首先，本文把CRMW相關(guān)政策時間分別提前至2016年10月以及2017年10月作為虛擬政策時點(diǎn)，并以此作為政策效應(yīng)的安慰劑檢驗(yàn)。從表9中第(1)列和第(2)列可以看出，交互項(xiàng)CRMW_16以及CRMW_17的回歸系數(shù)均不顯著，這表明在CRMW相關(guān)政策頒布之前，處理組與對照組企業(yè)在投資水平上并沒有顯著差異。

另外，本文通過構(gòu)建虛假處理組來檢驗(yàn)CRMW產(chǎn)品發(fā)行這一政策作用對象的正確性。在本文基準(zhǔn)回歸中，采用發(fā)行過CRMW產(chǎn)品的企業(yè)作為處理組來研究該產(chǎn)品對企業(yè)投資的影響。這里只采用未發(fā)行過CRMW產(chǎn)品的企業(yè)樣本，并將其分為兩組。其中，企業(yè)主體信用評級為“AA”及以下的為虛假處理組，其余企業(yè)仍為對照組，并采用2018年10月作為政策處理時點(diǎn)。采用這樣的劃分方法的理由在于，在未發(fā)行CRMW產(chǎn)品的企業(yè)中，信用評級為“AA”及以下的企業(yè)或許更有可能受到CRMW相關(guān)政策的影響。第(3)列結(jié)果顯示，虛假處理組與Post的交互項(xiàng)系數(shù)并沒有顯著為正，側(cè)面證明了本文基準(zhǔn)回歸結(jié)果的可靠性。

五、CRMW促進(jìn)企業(yè)投資的渠道分析

前面的實(shí)證分析表明，CRMW產(chǎn)品會對我國非上市企業(yè)的投資水平產(chǎn)生正向影響，這與國外同類研究的結(jié)論基本類似。但不同的是，在我國這種影響對于融資約束較緊的企業(yè)更為顯著。結(jié)合前文對中國金融市場的分析，本文認(rèn)為CRMW產(chǎn)品可能是通過緩解企業(yè)融資約束的渠道對企業(yè)投資產(chǎn)生正向影響的，以下嘗試從實(shí)證檢驗(yàn)的角度對CRMW促進(jìn)企業(yè)投資的渠道予以考察。

表9 安慰劑檢驗(yàn)

本文選取籌資活動現(xiàn)金流量作為衡量企業(yè)外部融資水平的指標(biāo)，對CRMW產(chǎn)品是否通過提升企業(yè)的外部融資額而緩解了企業(yè)的融資約束4進(jìn)而促進(jìn)企業(yè)投資進(jìn)行檢驗(yàn)。在此基礎(chǔ)上，本文以企業(yè)的銀行貸款、應(yīng)付債券等會計(jì)科目作為被解釋變量進(jìn)行回歸分析，嘗試檢驗(yàn)CRMW產(chǎn)品對企業(yè)各類外部融資渠道的影響，以期識別出該產(chǎn)品緩解企業(yè)融資約束的具體傳導(dǎo)路徑。

(一)CRMW產(chǎn)品的籌資活動現(xiàn)金流量的中介效應(yīng)

本文采用籌資活動現(xiàn)金流量衡量企業(yè)當(dāng)期外部融資水平。該指標(biāo)涵蓋了所有導(dǎo)致企業(yè)資本及債務(wù)的規(guī)模和構(gòu)成發(fā)生變化的活動所產(chǎn)生的現(xiàn)金流量，能夠從現(xiàn)金流的角度較為全面地反映出企業(yè)當(dāng)期外部融資的情況。Daniel et al.(2008)[7]將籌資活動現(xiàn)金流量納入企業(yè)融資約束的分析框架內(nèi)，發(fā)現(xiàn)企業(yè)在面臨現(xiàn)金流短缺時會顯著減少投資，而以籌資活動現(xiàn)金流量表示的外部融資對企業(yè)彌補(bǔ)現(xiàn)金流短缺起到了重要作用。因此，籌資活動現(xiàn)金流量的提升可以緩解企業(yè)所面臨的融資約束。

本文借鑒Baron and Kenny(1986)[3]與楊興全等(2015)[34]采用的中介效應(yīng)檢驗(yàn)方法，構(gòu)建以下模型檢驗(yàn)CRMW產(chǎn)品是否通過籌資活動現(xiàn)金流量的中介效應(yīng)促進(jìn)企業(yè)投資：

其中，Wi.t-1包括一組可能影響企業(yè)籌資活動現(xiàn)金流量的控制變量(詳見表10)。第一步對模型(3)進(jìn)行回歸，檢驗(yàn)企業(yè)投資與CRMW的回歸系數(shù)是否顯著為正；第二步對模型(4)進(jìn)行回歸，檢驗(yàn)中介變量籌資活動現(xiàn)金流量CFF與CRMW的回歸系數(shù)是否顯著為正，如果系數(shù)ζ1顯著為正，說明CRMW產(chǎn)品提升了企業(yè)的外部融資水平；第三步對模型(5)進(jìn)行回歸，如果λ1與λ2兩個系數(shù)都顯著為正且系數(shù)λ1與β1相比有所下降，則說明存在部分中介效應(yīng)。

表10報(bào)告了CRMW產(chǎn)品通過籌資活動現(xiàn)金流量的中介效應(yīng)提升非上市企業(yè)投資水平的檢驗(yàn)結(jié)果。其中，步驟一即為表5中第(4)列，檢驗(yàn)了CRMW產(chǎn)品對非上市企業(yè)投資的影響；步驟二構(gòu)建了以企業(yè)籌資活動現(xiàn)金流量為被解釋變量的模型，結(jié)果顯示CRMW產(chǎn)品的發(fā)行顯著提高了企業(yè)的籌資活動現(xiàn)金流量，因此緩解了企業(yè)的融資約束；步驟三將企業(yè)籌資活動現(xiàn)金流量加入投資決定模型后，發(fā)現(xiàn)解釋變量CRMW與籌資活動現(xiàn)金流量的系數(shù)均顯著為正，而且CRMW的系數(shù)由加入中介變量前的0.0051降低為0.0042，說明籌資活動現(xiàn)金流量在CRMW產(chǎn)品對投資的作用中起了部分中介效應(yīng)。表10的實(shí)證結(jié)果顯示，CRMW產(chǎn)品在我國通過緩解企業(yè)融資約束促進(jìn)非上市企業(yè)投資的渠道得到驗(yàn)證。

(二)CRMW產(chǎn)品對企業(yè)各類外部融資渠道的影響

上述中介效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果顯示，CRMW產(chǎn)品可以通過促進(jìn)企業(yè)外部融資這一渠道對企業(yè)投資產(chǎn)生正向影響。然而，CRMW產(chǎn)品影響企業(yè)外部融資的具體傳導(dǎo)路徑仍不明確。考慮到CRMW產(chǎn)品是企業(yè)短期債券的“保險(xiǎn)”，可能的作用渠道有以下兩種：首先，CRMW產(chǎn)品本身可以促進(jìn)企業(yè)債券融資，企業(yè)發(fā)行的債券余額可能出現(xiàn)上升，因此考察企業(yè)應(yīng)付債券和其他流動負(fù)債科目的變化情況。5其次，CRMW產(chǎn)品的發(fā)行可能影響企業(yè)的融資能力。因此，本文采用長期借款和短期借款衡量企業(yè)從銀行獲取間接融資的能力，采用應(yīng)付票據(jù)衡量企業(yè)利用商業(yè)信用融資的能力(張新民等，2012)[38]，對以上兩種融資渠道進(jìn)行考察。

表10 CRMW 產(chǎn)品通過籌資活動現(xiàn)金流量的中介效應(yīng)促進(jìn)非上市企業(yè)投資的檢驗(yàn)結(jié)果

表11第(1)、(2)列的回歸結(jié)果顯示，CRMW產(chǎn)品對于企業(yè)應(yīng)付債券和其他流動負(fù)債科目均沒有顯著影響。第(2)列中解釋變量CRMW的系數(shù)雖然為正，但并不顯著。理論上，CRMW產(chǎn)品的發(fā)行意味著企業(yè)成功進(jìn)行了債務(wù)融資，為什么相關(guān)負(fù)債科目沒有顯著增長呢？本文手工調(diào)查整理了樣本期內(nèi)發(fā)行過CRMW產(chǎn)品的所有企業(yè)的歷史債務(wù)融資情況，發(fā)現(xiàn)企業(yè)發(fā)行CRMW產(chǎn)品雖然增加了其債務(wù)融資額，但對應(yīng)產(chǎn)品的金額與企業(yè)負(fù)債總量相比相對較小，平均僅占企業(yè)負(fù)債總額的0.8%左右。6因此，雖然CRMW產(chǎn)品的發(fā)行的確代表企業(yè)成功地進(jìn)行了公開債務(wù)融資，但此事件對企業(yè)相應(yīng)科目的影響在統(tǒng)計(jì)學(xué)意義上并不顯著。

這樣一來，非上市企業(yè)籌資活動現(xiàn)金流量的增加究竟是什么因素導(dǎo)致的呢？表11第(3)～(5)列的回歸結(jié)果顯示，企業(yè)的短期借款和應(yīng)付票據(jù)水平在CRMW產(chǎn)品發(fā)行后同樣沒有明顯變化，長期借款可能才是非上市企業(yè)外部融資顯著增加的主因。為了增強(qiáng)此結(jié)論的可靠性，本文使用企業(yè)長期借款占銀行貸款(長期借款加短期借款)的比例作為被解釋變量，對上述模型重新進(jìn)行回歸，發(fā)現(xiàn)第(6)列中CRMW的系數(shù)依然顯著。結(jié)果表明，非上市企業(yè)發(fā)行CRMW產(chǎn)品后，從銀行獲得的長期貸款顯著增加，且長期借款占全部銀行貸款的比例出現(xiàn)了顯著提高。

表11 CRMW 產(chǎn)品對非上市企業(yè)融資的影響

表12 CRMW 產(chǎn)品對非上市企業(yè)融資影響的動態(tài)效應(yīng)

為了進(jìn)一步考察CRMW產(chǎn)品發(fā)行前后企業(yè)融資情況的動態(tài)變化，本文檢驗(yàn)非上市企業(yè)的長期借款、長期借款比例與其他流動負(fù)債受CRMW產(chǎn)品影響的動態(tài)效應(yīng)。在表11中模型的基礎(chǔ)上，采用時間虛擬變量與處理組虛擬變量的交互項(xiàng)取代原有解釋變量CRMW進(jìn)行回歸，結(jié)果見表12。回歸結(jié)果顯示， CRMW產(chǎn)品發(fā)行對企業(yè)的長期借款具有相對持續(xù)的正向影響。

表11與表12的實(shí)證結(jié)果表明，CRMW產(chǎn)品對企業(yè)融資的促進(jìn)作用主要體現(xiàn)在信貸融資渠道而非債券渠道。以往研究顯示，相比短期貸款，商業(yè)銀行在發(fā)放長期貸款時通常更為謹(jǐn)慎，風(fēng)險(xiǎn)更低、信用水平更高的企業(yè)往往可以獲得更多長期貸款(陳耿等，2015；孫會霞等，2013)[21][30]。因此，本文可以推斷CRMW產(chǎn)品發(fā)行這一事件改善了銀行對于企業(yè)的風(fēng)險(xiǎn)評估，使企業(yè)在產(chǎn)品發(fā)行后的一段時間內(nèi)獲得了更多的長期貸款。當(dāng)前樣本中，CRMW產(chǎn)品的信用保護(hù)價(jià)格普遍較低，創(chuàng)設(shè)機(jī)構(gòu)的行為可能向其他銀行起到了一定的信號傳遞作用。通過選擇特定企業(yè)創(chuàng)設(shè)CRMW產(chǎn)品，創(chuàng)設(shè)機(jī)構(gòu)這種潛在的背書行為對企業(yè)的信貸渠道融資能力產(chǎn)生了正向影響。這種效應(yīng)在一定程度上緩解了企業(yè)的融資約束并減輕了其流動性壓力，從而促使企業(yè)增加投資。

六、結(jié)論及啟示

2018年9月以來，信用風(fēng)險(xiǎn)緩釋憑證(CRMW)作為一種市場化的債券融資支持工具，在國家政策的支持下得到了快速發(fā)展。本文利用2018―2019年CRMW產(chǎn)品創(chuàng)設(shè)作為準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)，檢驗(yàn)了CRMW產(chǎn)品對企業(yè)投資的影響作用，并從緩解企業(yè)融資約束的角度對其作用機(jī)制進(jìn)行了分析，從而深化了關(guān)于信用風(fēng)險(xiǎn)緩釋憑證的研究。

研究發(fā)現(xiàn)：CRMW產(chǎn)品的發(fā)行會對非上市企業(yè)投資水平產(chǎn)生正向影響，且這種影響對于民營企業(yè)、融資約束較強(qiáng)的企業(yè)更為顯著。對CRMW產(chǎn)品作用渠道的實(shí)證檢驗(yàn)表明，該產(chǎn)品顯著提升了非上市企業(yè)的外部融資額，從而通過減輕企業(yè)融資約束這一渠道促進(jìn)了企業(yè)投資；而且CRMW產(chǎn)品對企業(yè)外部融資額的促進(jìn)作用主要體現(xiàn)在信貸融資，而非債券融資；CRMW產(chǎn)品的發(fā)行顯著增加了非上市企業(yè)所獲得的長期貸款。

本文研究結(jié)論具有如下啟示：首先，信用風(fēng)險(xiǎn)緩釋憑證(CRMW)的發(fā)行會通過緩解融資約束促進(jìn)企業(yè)投資，并且這種作用對于融資約束更強(qiáng)的企業(yè)更為顯著。因此，在滿足市場規(guī)律的前提下，政府及相關(guān)創(chuàng)設(shè)機(jī)構(gòu)可以通過重點(diǎn)支持那些面臨較強(qiáng)融資約束的非上市民營企業(yè)發(fā)行CRMW產(chǎn)品，從而更好地解決民營企業(yè)融資難、融資貴的問題。同時，存在融資問題的企業(yè)也可以積極尋求發(fā)行帶有CRMW擔(dān)保的債務(wù)融資產(chǎn)品，以降低融資成本，緩解融資約束。

其次，CRMW產(chǎn)品發(fā)行對企業(yè)信貸融資的影響是建立在當(dāng)前信用保護(hù)價(jià)格較低的前提下。由于市場上存在違約概率低、收益率卻相對較高的國有企業(yè)債券，投資者愿意接受的信用保護(hù)價(jià)格往往較低，這會對創(chuàng)設(shè)機(jī)構(gòu)發(fā)行CRMW產(chǎn)品的意愿產(chǎn)生負(fù)面影響，不利于CRMW產(chǎn)品的長期發(fā)展。因此，政策制定者應(yīng)加快推進(jìn)利率市場化，使債券市場收益率更好地反映企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)，促使CRMW產(chǎn)品定價(jià)回歸合理水平。

再次，與國外文獻(xiàn)中關(guān)注的“債權(quán)人監(jiān)督”理論不同，CRMW產(chǎn)品對我國企業(yè)產(chǎn)生影響的主要動力來自于創(chuàng)設(shè)機(jī)構(gòu)的增信作用。創(chuàng)設(shè)機(jī)構(gòu)可以通過發(fā)行CRMW產(chǎn)品緩解債權(quán)人與債務(wù)人之間的信息不對稱問題，提升債券市場的運(yùn)行效率。因此，為了更好地發(fā)揮上述作用，創(chuàng)設(shè)機(jī)構(gòu)在選擇企業(yè)、設(shè)定價(jià)格方面應(yīng)遵循市場規(guī)律，同時完善CRM數(shù)據(jù)庫，采用更為科學(xué)合理的定價(jià)方式對CRMW產(chǎn)品進(jìn)行定價(jià)。從另一個角度來看，CRMW產(chǎn)品減弱債權(quán)人監(jiān)督這一機(jī)制的缺位也反映出我國債券持有人在與債務(wù)人的博弈中處于相對弱勢地位。有關(guān)政策制定者應(yīng)加快完善債券持有人會議制度，為債券持有人參與公司治理、維護(hù)自身合法權(quán)益提供切實(shí)有效的途徑。 ■

注釋

1. 根據(jù)國際互換和衍生產(chǎn)品協(xié)會(ISDA 2003)的定義，信用衍生產(chǎn)品是指用來分離和轉(zhuǎn)移信用風(fēng)險(xiǎn)的各種工具和技術(shù)的總稱。

2. 國際市場中通行的CDS產(chǎn)品信用保護(hù)的范圍一般涵蓋一整類債務(wù)，國外文獻(xiàn)稱為“違約債務(wù)”(default obligations)。違約債務(wù)中任一債項(xiàng)的違約即構(gòu)成觸發(fā)交割的信用事件。

3. 針對本文研究的問題，典型的D I D 估計(jì)方程為：Investi,t=β0+β1CRMW firm×Post+β2CRMW firm+β3Post+γY+ε，其中CRMW fi rm 代表處理組虛擬變量，若企業(yè)在樣本期內(nèi)發(fā)行過CRMW產(chǎn)品則取1，否則取0。時間虛擬變量 Post 在企業(yè)發(fā)行CRMW產(chǎn)品后取1，否則取0。由于本文模型中控制了個體固定效應(yīng)和時間固定效應(yīng)，以上兩個虛擬變量不需要出現(xiàn)在回歸模型中。DID模型約簡為(2)式，其中 CRMW=CRMW fi rm×Post。

4. 此處沒有直接使用企業(yè)的融資約束指標(biāo)來檢驗(yàn)融資約束是否得到緩解，原因如下：衡量企業(yè)融資約束的常用指標(biāo)主要包括SA指數(shù)、KZ指數(shù)、投資-現(xiàn)金流敏感度和現(xiàn)金-現(xiàn)金流敏感度等。SA指數(shù)外生性較強(qiáng)，短期內(nèi)一般不會發(fā)生明顯變化；由于此處檢驗(yàn)的樣本為非上市企業(yè)，因此不便計(jì)算KZ指數(shù)；若采用后兩種指標(biāo)來驗(yàn)證融資約束是否得到緩解，需要將CRMW解釋變量與現(xiàn)金流的交互項(xiàng)加入投資(現(xiàn)金)——現(xiàn)金流敏感度的回歸模型中，這樣就無法進(jìn)行中介效應(yīng)檢驗(yàn)，不能驗(yàn)證CRMW產(chǎn)品是否通過緩解融資約束促進(jìn)了企業(yè)投資。因此，本文參考黃宏斌等(2016)[22]，考察企業(yè)的外部融資規(guī)模在CRMW產(chǎn)品發(fā)行后的變化，若外部融資額增加，說明企業(yè)融資約束得到緩解。

5. 目前CRMW產(chǎn)品主要與短期融資券、超短期融資券等產(chǎn)品綁定發(fā)行，而此類短期債務(wù)融資產(chǎn)品期限一般少于一年，應(yīng)計(jì)入其他流動負(fù)債中的應(yīng)付短期債券科目。

6. 通過計(jì)算所有當(dāng)期有CRMW產(chǎn)品交易的企業(yè)對應(yīng)債務(wù)融資產(chǎn)品總額占當(dāng)期總負(fù)債的比例得出。