内部融资约束

内部融资约束（精选九篇）

内部融资约束 篇1

在会计领域,越来越多的学者开始将自己的研究方向放在对上市公司关键信息披露行为上。然而对这些关键信息披露和债务融资之间存在的联系性方面,却没有太多人加以关注。本文将研究的重点放在对两者之间关系的分析上,基于财务特征视角,对上市企业债务融资行为进行了大量的分析,并结合我国大环境下资本市场的实际情况,在债务融资领域引入了内部控制相关概念,填补了我国研究者在企业债务融资对内部控制产生影响方面的研究。从现有情况来看,内部控制对企业所造成影响的研究仍局限于企业的债务融资规模,或者是从债务融资成本方面进行研究。本文在对内部控制造成的影响进行研究时,采用量化的研究方法对以上两者进行了深入的剖析,并且阐述了其与内部控制之间的内在联系。

怎么样借助披露企业内部控制信息来对资本市场的效率加以提升,进而有效地形成一种对于投资者的保护,是长期以来相关领域研究者的热点话题。就现实情况来看,不管是国外学者还是国内学者大多数都将自己的研究方向定位为对企业内部控制信息的成本、影响因素和其成本方面的分析上,对于其经济性后果所做的研究较少。如果某个企业披露了自己的内部控制信息,将会对其造成何种影响,针对不同产权性质的企业来讲,这一行为将给他们带去哪些不同的影响,企业将自己的内部控制质量提升,对于其债务融资会产生什么样的影响。了解分析这些问题,并制定出相应的解决方案具有十分重要的意义。如对投资者加以保护,有效提升资源配置率,促进企业业绩增长等。在这种情况下,本文以产权性质作为研究切入点,深入探究企业内部控制质量的好坏和企业债务融资间的联系性。并且通过对企业实际情况进行分析来研究这两者之间的关系。

二、理论分析与研究假设

(一)内部控制与公司债务融资

从机理方面研究内部控制和企业债务融资之间的关系可知:首先,企业在内部控制方面的建设将会影响企业的治理情况,并对企业业绩起到提升作用。投资者对企业的评价也会有所上升。当投资人对某一企业进行投资考察的时候,会将其治理情况和管理情况作为十分重要的考察要素。所以,企业如果在内部控制方面做得好将会赢得更多的投资机会。其次,企业对自己的信息进行公开可以在一定程度上缓和投资人和企业之间的信息不对等程度。投资者将对企业的各方面信息有更全面和更深入的了解,其作出的投资决策也将更加偏向于准确的投资决策。再次,当机构对企业进行评级的时候,将会重点参考其审计报告。在披露内部控制报告方面更加积极主动,并且主动请注册会计师进行审计的企业的评级将会更高。当投资者进行投资选择时,将更倾向于这种企业。最后,做好企业的内部控制建设,不仅对于企业的社会责任有着一定的强化作用,还对企业整体价值有着十分重要的意义。此外,还可以有助于维护市场稳定,进一步提升资源配置率。基于这种情况,本文提出如下假设:

假设1:在其他因素相同的情况下,一个内部控制质量好的企业,其债务融资规模将会比内部控制质量差的企业更大

假设2:在其他因素相同的情况下,一个内部控制质量好的企业,其债务融资成本将会比内部控制质量差的企业更低

(二)产权性质的分析视角

通常情况下,企业产权性质影响其债务融资的方式主要有两种:第一种是直接影响。企业产权性质将对其债务融资产生直接的影响。在我国证券行业,国有企业长久以来就有着与生俱来的优势。多数投资者的观念都认为国有企业将会更多地得到政府的支持或者是一些潜在的保护。因此,在对这些企业进行风险预估等评估时,都会一定程度上偏向于乐观。投资者对于这些企业将不会要求较高的风险补偿,并且愿意对这些企业进行投资。国有企业将以更低成本获得更多的融资;第二种是间接影响。在这种情况下,企业产权将由其财务特征、银行评价等渠道对投资者的投资决定加以影响,从而对企业的债务融资加以影响。此时国有企业仍然拥有着绝对的优势:其有形资产是远远超过民营企业的,在融资时将有更多的融资机会。通过上述分析,结合现如今中国证券市场的实际情况,本文在提出如下假设:

假设3:相较于民营企业来说,国有企业的内部控制质量将会对其债务融资成本造成更大的影响

假设4:较于国有企业来说,民营企业内部控制质量将会对其债务融资规模造成更大的影响

三、研究设计

(一)样本选择与数据来源

本文选取2010-2014年在沪深A股上市的企业为研究样本,筛选规则如下:剔除ST、*ST及PT等企业;剔除了变量缺失的企业;剔除了金融类企业。此外,为避免极端值的干扰,对变量进行了Winsorize处理,剔除了0%-1%和99%-100%区间企业。最终样本数量为5394个。本文内部控制指数属于源于迪博中国,企业市场化指数采集自《中国市场化指数》报告。其他数据均源于CSMAR数据库。

(二)变量定义

(1)被解释变量。债务融资规模大小在很大程度上取决于企业是否受到了市场的融资约束。对证券市场而言,一个企业如果具有较大的债务融资规模将会在很大程度上帮助其缓解自己的融资约束问题,进而使得企业在未来盈利方面拥有更大的可能性。本文在探究企业融资规模时,使用的方法为叶康涛(2010)等提出的用现金流量表当中“贷款中现金量”/“总资产”的计算方式来表示一个企业的融资规模。在证券行业,企业的债务融资成本将会牵扯到其融资成本。如果企业能够得到较低的债务融资,对其各方面会有很大的提升作用,如市场竞争力等。本文所使用的考察方法为魏志华(2012)提出的用“财务费用”/“总负债”的方式。

(2)解释变量。本文分析过程中存在两个解释变量:企业的产权性质和内部控制指数。这也是本文的一个创新之处:一方面对企业内部控制和其债务融资间的关联性进行了考察,另一方面又对不同产权性质企业在这方面的表现进行了分析。内部控制指数是一个企业施行内部控制所产生的经济结果。本文使用的数据来自迪博中国。根据相关学者提出的建议,在标准化方面采用了内部控制指数除以100的方式。产权性质代表的是企业实际掌控人的性质。通常来说,如果企业属于国家控股,那么取Private=0;如果企业属于非国有控股,那么Private=l。

(3)控制变量。在进行研究时,本文选用了如下控制变量:公司外部环境,主要包涵市场化指数等(樊纲,2011);公司财务特征,主要包涵商业信用融资、资产负债率、公司规模、资产收益率、成长性、有形资产比率等(方红星,2013);公司治理特征,主要包涵第一大股东持股比例、独立董事比例等(邓建军,2011);行业变量、年度变量,主要包涵行业类型等。具体变量定义如表1所示。

(三)模型构建

为了验证假设1、假设4,本文建立了如下模型:

为了验证假设2、假设3,本文建立以下模型:

四、实证分析

(一)描述性统计

从表2可以看出,债务融资规模和成本的均值分别为0.2434和0.0219,融资规模偏低,受到了明显的融资约束,市场化指数为9.1945,偏低,我国市场化程度还不够高。

(二)相关性分析

从表3可以得出,DFIN全部在1%的水平上与Intcost和Icindex具有非常明显的正相关关系。每一种控制变量与DFIN之间也具有非常明显的相关关系,由此可以说明把控制变量加入其中也是非常合理的。

(三)回归分析

表4显示了企业内部控制对其债务融资规模所产生的影响。由回归1可知,内部控制(ICindex)的回归系数是一个正数,呈现显著性(P=0.01),这说明企业内部控制水平有所提升,企业的债务融资规模将会扩大。假设1得到有力支持。由回归2可知,非公有制企业(Private=l)其ICindex回归系数也为正数,呈现显著性(P<0.01),这一情况和预期一致。由回归3可知,公有制企业(Private=0)其ICindex回归系数不呈现显著性(P>0.01),这一情况和预期一致。这表明:企业内部控制报告质量越高,其债务融资规模就越大。非国有企业有更强烈的披露高质量内部控制信息的意愿。就上述分组的差异检验分析而言,国有企业在此方面的意愿不强。

注:***、**、*分别表示1%、5%、10%的显著性水平。

注:表格内的数字上面为估计的系数,下面表示经过稳健标准差修正后的t统计量;***、**、*分别表示1%、5%、10%的显著性水平。

上述结果显示,企业内部控制质量越高,其债务融资规模就越大。但是对于产权性质不同的企业,这一结论有待验证。表4是内部控制水平对企业债务融资规模的作用进行分析的结果。(1)由回归1可知,ICindex回归系数是一个正数,呈现显著性正向关联。这表明,内部控制报告质量越高,其债务融资规模越大。(2)对样本进行产权性质分类,比较了国有及非国有企业中内部控制质量和其债务融资规模之间的联系。由回归2和回归3的比较可知:回归2中ICindex回归系数呈现出显著性正向关联;回归3中ICindex回归系数不呈现显著性;这表明,只有对于非国有企业,其内部控制和债务融资规模之间的作用是显著的。因此,假设1和假设4得到验证。总的来说,在我国市场披露高质量内部控制报告可以有效增大企业债务融资规模。但是现目前这一作用只针对非国有企业有明显作用。

表5研究了企业内部控制和其债务融资成本之间的联系。由回归1可知,ICindex回归系数是一个正数,呈现显著性。这说明内部控制水平和企业债务融资成本之间有负向关联。假设2得到有力支持。由回归2可知,国有企业(Private=0)ICindex回归系数为正数,呈现显著性。这和预期情况是一致的;由回归3可知,非国有企业(Private=l)ICindex回归系数没有显著性。这和预期情况是一致的。上述结果表明,企业披露越高质量的内部控制报告,就能够得到更低的债务融资成本。因为国有企业在债务融资方面的规模较大,因此其更愿意披露高质量内部控制报告来获得低融资成本。而对于非国有企业来说,其本身在融资方面受到较多的市场约束,因此融资成本居高不下。

注:表格内的数字上面为估计的系数,下面表示经过稳健标准差修正后的t统计量;***、**、*分别表示1%、5%、10%的显著性水平。

上述结果说明,提高内部控制质量可以有效降低企业债务融资成本。对于产权性质不同的公司而言,这一结论有待验证。由表5可知内部控制水平和债务融资成本之间的关联。(1)由回归1可知,ICindex回归系数大于零,呈现显著性正向关联。这一结果表明,内部控制报告质量的提升将会降低企业债务融资成本。(2)对企业进行产权性质分类,对国有及非国有企业进行分类讨论。从回归2和回归3的比较中可知:回归2中ICindex回归系数大于零,呈现显著性正向关联;回归3中ICindex回归系数则为不呈现显著性;这一结果说明,内部控制质量只在国有企业中会对其债务融资成本产生明显影响。所以说,假设2和假设3正确性都得到验证。总的来说,在我国市场披露高质量内部控制报告可以切实降低企业债务融资成本。但是现目前这一作用只针对国有企业有明显作用。

五、结语

(一)结论

本文研究发现:(1)如果一个企业具有较好的内部控制质量,其债务融资规模将切实扩大,其债务融资成本也将在很大程度上得以降低。一方面,内部控制水平高将会带动企业财务报表水平的提升,能够切实降低企业违约风险,企业内发生管理人员私吞企业现金的几率也会减小。另一方面,披露企业内部控制信息可以对投资人和企业间信息不对等情况起到破除功效,优化企业资源配置。企业内部控制质量越高,获得更高评级可能性就越大。在其需要债务融资的时候,越容易以较低成本获得较大规模融资。(2)企业产权性质不同将会带来很大影响。如政府隐性支持、信贷歧视等。因此,在同样的内部控制水平下,不同产权性质的企业在融资的成本和规模上也有着不同的表现。如国有企业就会更容易以较低成本获得更大规模的债务融资。而非国有企业,更多地还在关注如何得到融资机会。对于国有企业而言,其内部控制水平更多的影响其债务融资成本;而对于非国有企业而言,其内部控制水平更多的影响其债务融资规模。上述结论表明,对于企业债务融资效率而言内部控制质量有着定价作用。但是我国企业对于内部控制建设的重视性还比较低,加之现如今我国对于非国有企业的不公平对待,内部控制还未能将其债务融资指引作用完全发挥出来。

(二)建议

首先,要持续完善企业内部控制建设,不断鼓励和督促企业披露自己的内部控制信息并且不间断的提升内部控制报告质量。从研究可知,企业披露内部控制信息有着其必要性,对企业债务融资有着指引性作用。此外,还可以促进资本市场更加全面高效的建设。一方面,积极引导企业进行内部控制报告披露并且提升自己的内部控制报告质量,重视在内部控制方面的建设。另一方面,政府监管部门要细化披露和监管机制,进而确保所披露信息的真实性和有效性,以保护投资者进行投资决策时做出更为准确的判断。其次,细化市场改革,创建一个更为透明的市场环境。一方面,监管部门要逐步推进市场改革,在企业债务融资方面做出更详细的规定,对所有企业一视同仁;与此同时,还要采取实际行动对非国有企业的进行债务融资进行更大的引导支持,增加其债务融资产品类别,拓宽其融资渠道,对社会投资资金进入正确的引流;另一方面,不断深化市场改革,抑制那些会导致债务融资定价出现偏差的因素,不断优化市场资源配置,构架一个更加公平有效地市场环境,提升资源价值回报率。总的来说,想要促进中国债务市场的健康发展,离不开企业自身的重视和建设,也离不开政府部分的监管和引导。一方面,要持续优化企业内部控制建设,使得其指引作用得到充分应用;另一方面,要持续促进市场改革发展,力图构架一个更为透明高效的市场环境。并且努力推动利率市场化的形成,打造一个利率市场,进而实现整个中国社会投资和利率的最优化发展。

参考文献

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政府内源融资：增税的经济约束 篇2

一、中国政府内源融资规模有多大：税收快速增长剖析

改革开放以来，中国政府并没有实施明确的“增税”政策，只是对税制进行过局部性调整。在不同经济发展阶段，根据实际情况开征或停止征收某些小税种。1994年新税制规范了增值税的内容、计税依据和标准，这不属于增税，而是对原流转税税种的调整。税收增长出现良好势头，国务院据此向税务系统下达了税收增收1000亿元的任务。在外部需求下降的经济增长速度减缓的背景下，税务系统勉强完成了任务。和税务系统继续加强征管，同时由于开征了利息税，以及证券市场从195月开始进入空前的繁荣时期，交易规模大增，使证券交易印花税快速增长，所以这两年税收增长幅度超过了19。加强征管的做法导致一些地方出现税收“寅吃卯粮”现象，征了“过头税”，也有些地方出现“税收贮藏”，为以后年度完成指标做准备。

那么，税收的正常增长应该怎样评判呢?税收是政府参与国民收入分配的主要手段，税收增长的基础是经济增长。税收增长与经济增长之间的关系可以用弹性系数来描述。如果税收可以完全征管，不存在流失的前提下，税收弹性系数的大小主要取决于税制结构。如果一个国家实行的是以累进所得税为主体的税制，那么，税收弹性系数一般会大于1，税收增长快于经济增长是正常的。如果一个国家实行的是以流转税为主体的税制，税收的弹性系数一般不会大于1，税收增长等于或略高于经济增长是正常的。中国的税制结构属于后一种，税收弹性系数应该在1左右。从实际情况看，1979年―中国税收名义增长速度为15.31%，税收的名义增长速度为15.84%，平均弹性系数为1.035。近的情况也是如此，1991年―20GDP的名义增长速度是16.11%，税收的名义增长速度为16.61%，税收弹性系数为1.031。19以来，税收增长速度大大超过了GDP的名义增长速度，平均弹性系数达到2.41。如果考虑近年来证券市场交易规模扩大，居民储蓄存款增长较快，使印花税、利息税增加较多的因素，税收对经济增长的弹性系数应高于1.035。运用移动平均法剔除随机干扰因素后，本文测算出年―年税收的弹性系数为1.48。税收弹性系数1.48可以作为判断政府是否实施增税融资的标准。研究表明，最近5年中国政府加强征管带来的税收增长占税收年度增长的比重在25%-54%之间(见表1)。

表1 中国税收增长因素

1997 2001

名义GDP增长9.7 5.2 4.8 8.9 7.3

税收名义增长 19.2 12.5 15.3 17.7 21.5

GDP增长带来税收增长 14.4 7.7 7.1 13.2 10.8

其他因素引起税收增长 4.8 4.8 8.2 4.5 10.7

非经济增长因素的比重 25 38 54 25 50

二、政府增税内源融资规模的经济约束

政府依靠增加税收的内源融资途径受到经济增长的约束是比较强的，这可以从税收与经济增长之间的关系角度分析。一般认为，税收具有负的经济增长效应，政府做出增加税收的决策时必须谨慎。不过，增加税收的负效应是从私人部门经济出发的，税收强制分配国民收入，使私人部门可支配收入减少，降低了私人投资的积极性(负激励效应)，从而影响经济增长。而政府通过税收收入来维持公共部门的运转，在政府支出中，购买性支出对经济增长会产生直接的推动作用，如政府消费和政府投资;转移性支出虽然不能直接形成政府部门的消费或投资，但是能形成私人部门的收入，从而影响社会总需求，对社会经济发展能够起到稳定作用。因此，政府支出对经济增长的正效应有可能抵消税收对私人部门的负效应，对经济增长的净效应有可能出现正的情况。

从实证角度研究的得出的结论也存在两种情况。国外学者，如Peden(1991)、Sculley(1995)等通过经验分析得出经济增长与税收是负相关关系;而Garrison&lee(1992)研究得出平均税率、边际税率对经济增长没有影响。国内学者马拴友(2001)通过对我国1985年―1999年税收、政府支出与GDP的回归分析得出：税收每增加1元，就会使GDP减少2.4元，而政府购买性支出增长1%，会促进GDP增长0.36%。按照马拴友的推算标准，20税收比上年增加1898.93亿元，使GDP减少4557.43亿元，而政府购买性支出增加935.6亿元，比上年实际增长9.69%。将增加的购买性支出的资金看作是全部来自税收增长，那么，政府购买性支出可以带动GDP实际增长3.49%，名义增长4.39%，换算成绝对数为3602.76亿元。政府通过增加税收与增加购买性支出对经济增长的净效应是使GDP减少954.67亿元，也就是使2000年经济名义增长速度下降1.16%，实际增长速度下降0.26%。

当然，政府支出对GDP增长的促进作用也不是稳定的，政府支出占GDP的比重达到一定水平后，对经济增长的作用就会减弱。Peden(1991)测算了美国1929年―1986年的经济生产率与政府支出的关系，发现政府支出占GDP的比重达到17%前促进生产率提升，大于17%后反而会降低生产率。如果政府预算是平衡的，那么，财政收入占GDP比重(即宏观税率)不超过17%，对经济影响是积极的。

中国的情况是当政府预算能够实现基本平衡时，广义宏观税负介于14%-24%之间经济是可以承受的，但由于政府预算在绝大多数年份是赤字，所以对应的宏观税负为22.9%，宏观税负低于22.9%时，税收对经济增长的负效应小于政府支出对经济增长的正效应。中国GDP增长对税收融资的总量约束基本上是宏观税率不超过22.9%为宜，但也不能太低。宏观税负与政府支出占GDP比重的差不应超过3个百分点，否则会影响政府支出水平。

三、政府境税内源融资结构的经济约束

除了总量约束外，政府增加税收的结构也受到经济增长的约束，不同性质的`税种受到的经济约束程度是有差异的。按照征税对经济增长要素的影响，可以将税种划分为三类：资本收入税类、劳动所得税类和消费支出税类。目前我国开征的税种当中属于资本收入税类的税种有企业所得税、耕地占用税、土地使用税和土地增值税、印花税、房产税、契税、车船税、资源税、城建税以及资本性的流转税;属于劳动所得税类的税种有个人所得税和农牧业税，另外社会保障基金收入也属于劳动税类性质的财政收入(目前还未纳入

预算管理，只进行财政专户管理);属于消费支出税类的税种有筵席税、屠宰税、特产税、流转税以及1994年前的盐税、集市税和特别税。这三类税收的实际有效税率是对各要素征税总额分别与资本收入、劳动所得和最终消费的比率。资本征税的有效税率用Ktar表示，劳动征税的有效税率用Ltar表示，消费支出征税的有效税率用Ctar表示。

经济增长决定因素主要是投资、劳动投入和全要素(含技术进步等)的贡献。另外，经济开放度、货币和财政政策因素也影响经济增长。GDP增长与投资率(Invr)或资本形成率、劳动力供给增长率(Lo-br)和经济开放度(Openr)直接相关。货币供给因素可以从物价变动中反映出来，将通货膨胀(Infr)纳入经济增长决定模型中，经济增长速度采用名义增长率(Ngdpr)，这样就可以建立起经济增长与各要素以及三种税收之间的关系：

Ngdpr=β0+β1Invr+β2Openr+β3Lobr+β4Infr+β5Ktar+β6Ltar+β7Ctar

各变量的样本数据见表2，本文采用最小二乘法对模型进行估算，结果如下：

Ngdpr=-1.693+0.142Invr+0.07Openr-0.399Lobr+1.118Infr-0.109Ktar-0.471Ltar+1.029Ctar

(-0.095)(0.317) (0.374) (-1.734)

(5.574) (-0.562) (-0.380) (0.967)

表2 经济增长与税收融资回归数据 单位：%

附图

说明：GDP增长为名义增长率，投资率用资本形成率代替，开放度为贸易口径，通货膨胀是GDP平减指数的变化。1979-1984年资本税收额中包括财政来自企业的收入以及能源交通和重点建设基金收入。

资料来源：1985-1999年的资本税率、劳动税率和消费税费转引自马拴友(2001,P285、P288、P290)，其余年份由作者根据《中国统计年鉴》有关数据推算。

表3 中国与西方国家有效税率比较 单位：%

美国 德国 日本 英国 法国 加拿大 意大利 中国

资本征税 42.7 26.9 34.1 57.3 24.1 40.9 26.7 28.35

劳动征税 25.4 36.8 21.3 25.5 39.7 23.3 39.1 2.39

消费征税 5.6 15.7 5.2 14.6 20.9 12.5 12.3 8.14

说明：西方国家为1965-1991年平均的平均有效税率，德国是指原西德。中国为1979-2000年的平均税率。

资料来源：西方国家的数据引自mandozaRazin&Tesar(1994),MendozaMlesi-Ferretti&Asea(1997).中国的数据根据表1推算。

R=0.958,R2=0.917,Adi-R2=0.879,D.W.=1.704,F=23.78

从估算结果看，样本数据的总体相关系数高达0.958，有91.7%名义GDP增长可以被解释。统计检验中，除了T检验值稍差外，其他统计检验都可以接受，说明该估计参数的解释功能较强，可信度较高。从表2中看，GDP增长与投资率、贸易衡量的开放度、通货膨胀之间是正相关关系，其中，投资和通货膨胀的作用比较大，与劳动力供给负相关似乎不符合经济增长原理，这可能与中国人口众多，素质较低有关，低素质劳动力供给越多，越不利于提高经济效率。三种有效税率与名义GDP的增长之间的相关性不同，对劳动征税和对资本征税与经济增长之间是负相关的，且对劳动征税的负经济影响大，而对消费支出征税的经济影响是正的。本文还测算了三种有效税率分别与资本形成率、劳动力供给增长率和最终消费率之间的相关系数，资本有效税率与资本形成率的相关系数为-0.633，劳动有效税率与劳动力供给增长率的相关系数为-0.302，消费有效税率与最终消费率之间的相关系数为0.886。表明，对资本征税的经济约束度较强，资本有效税率提高1个百分点，GDP增长下降0.1个百分点;对劳动所得征税的经济约束度也相对较强，劳动有效税率提高1个百分点，经济增长下降0.55个百分点;提高消费征税的有效税率不会抑制消费，因此消费征税的经济约束度最弱。

通过增加消费税类或提高消费税率融资是有一定空间的。1999年消费征税额占税收总额的比重为31.7%，有效税率为6.8%，与发达国家相比，略高于美国和日本的水平，但不及英国、加拿大的一半，法国的三分之一。以消费支出为税基增加税收是今后内源融资的最主要政策选择。尽管对劳动所得征税的有效税率很低，是最有潜力增税的领域，但是，由于广大居民的平均收入水平还不高，个人所得税增长是一个自然发展过程，而不是靠调整税率或税基就可以实现大幅度增长的。农村居民的农牧业税税率不高，但除了农牧业税外还要负担各种集体收费，实际负担并不轻。最具潜力的社会保障基金收入由于社会保障制度还很不完善，将社保基金缴款改为社保税收纳入预算统一管理还需要一段时间。我国的特殊国情决定了目前社保收入只能专户管理，专款专用，而不能作为统一的预算内资金与其他支出调剂使用。可见，对劳动征税融资空间非常有限。

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融资约束、现金持有与研发平滑 篇3

关键词：研发投资；研发平滑；融资约束；现金持有

中图分类号：F406.3 文献标识码：A 文章编号：1000—176X（2012）10—0086—06

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一、引 言

2007年9月4日，财政部下发《关于企业加强研发费用财务管理的若干意见》（财企[2007]194号）文件，提出了企业可以建立研发准备金制度，根据研发计划及资金需求，提前安排资金，确保研发资金的需要。由于该建议尚未上升到会计准则与会计制度层面，企业还没有进行研发准备金的会计处理。但基于研发投资的可持续性，企业建立研发准备金制度是必要的，因为企业通过研发准备金制度的建立可保证现金流不足情况下的研发投资需要，这实际上是一种研发平滑。研发平滑是有积极意义的，对于面临融资约束的企业，特别是那些主要依靠不稳定资源进行融资的企业，一个相对平滑的研发支出是保证研发投资战略实现的一项重要的财务政策。之所以强调相对平滑的研发支出是一项重要的财务政策，是因为研发调整成本是巨大的。企业在职研发人员的工资、奖金、津贴、补贴、社会保险费、住房公积金等人工费用以及外聘研发人员的劳务费用是研发费用的常规构成部分，缩减研发支出，必然缩减研发员工。如果为了应对融资方面暂时的被动而缩减研发支出，那么未来就需要雇佣新的研发员工，增加额外的研发人员培训费与培养费。而且，企业关键研发信息常常因为研发员工的解雇而为竞争对手所利用，从而降低了企业的研发价值。尽管我们反对“大厨式”的研发，提倡“程序式”研发，但研发管理水平的提高非一朝一夕的事。鉴于研发调整成本的昂贵，利用研发平滑节约调整成本是必要的。

那么，企业是否具有研发平滑动机？是否进行了研发平滑，本文通过考察2008—2010年中小企业板上市的高新技术企业，实证检验分析现金持有对研发平滑的作用，为建立与完善企业研发准备金制度提出建议。

二、理论分析与研究假设

资本市场不完全所导致的内部、外部融资成本存在着差异，是融资约束的根源[1]。融资约束是指在资本市场不完善的情况下，企业由于内外部融资成本存在较大差异，导致内外融资具有不完全替代性，并由此产生投资低于最优水平、投资决策过于依赖企业内部资金的问题[2]。根据融资约束的基本内涵，可以认为融资约束是我国企业普遍存在的问题。那么，采用什么方法判断融资约束存在并给予计量十分重要。对融资约束的计量较为常用的方法是财务指标评分模型[3]、门槛回归模型[4]、随机前沿法[5]及股利支付率、商业票据评级、债券评级和KZ指数等。

我国尚无发达的债券市场与评级机制，对上市企业的股利支付率并没有做出强制性要求，但对现金分红有相应的规定，2008年10月中国证券监督管理委员会颁布的《关于修改上市公司现金分红若干规定的决定》指出，上市公司“最近三年以现金方式累计分配的利润不少于最近三年实现的年均可分配利润的百分之三十”。所以，本文采用是否派现作为判断企业是否存在融资约束的标准：按最近三年以现金方式累计分配的利润大于最近三年实现的年均可分配利润的30%的企业为非融资约束类企业，小于等于的为融资约束类企业。

会计准则规定，狭义现金是指企业库存现金及可以随时支付的存款，广义的现金是指现金及现金等价物。中国上市企业的现金持有水平较高，祝继高和陆正飞根据 Dittmar等的方法计算了中国上市企业的现金持有比率，1998 年中国上市企业的现金持有比率约为 16.8%，1998—2007 年中国上市企业的平均现金持有比率约为 24%[6]。已有研究成果发现，产权结构、企业治理、投资者保护和企业透明等因素会影响企业的现金持有水平，然而这些因素不是最基本的决定因素，融资约束是决定企业内部持有现金的最根本原因[7]。Han 和 Qiu采用 1997—2002 年美国上市企业的季度数据，发现具有融资约束的企业会因为现金流波动性的增大而增加现金持有[8]。现有文献常用两种方法衡量现金持有水平：一是直接用现金及现金等价物金额来衡量；二是用货币资金加上短期投资衡量。本文用现金及现金等价物金额来衡量现金持有量。

因为研发投资成为高新技术企业的一项主要投资活动，Keynes最早提出了企业持有流动资产的重要动机就是帮助企业获取有价值的投资机会的观点[1]。Bates 等发现，1980—2006年美国企业出于预防性动机不断增加现金持有，他们的研究结果表明，现金流风险变大、持有的存货和应收账款减少以及不断增加企业研发是美国企业持续提高现金持有水平的原因[9]。Pinkowitz 和Willamson发现，研发密集型产业的现金边际价值最高[10]。

对于一个持续研发的企业，研发平滑是减少研发支出波动的一种积极行为。由于企业研发投资的持续性，现金持有对研发平滑有重要作用，较多研究成果表明融资约束是决定企业内部持有现金的最根本原因，面临融资约束的企业更有动机加强资产流动性管理来平滑研发，以缓冲因融资约束而影响的研发现金流。所以，提出假设：

假设1：面临融资约束企业的研发平滑强度高于非融资约束企业。

研发融资是研发支出的保证，研发活动的高风险性使得企业研发资金来源变得十分狭窄且不稳定。Hall的研究发现对于成长中的高新技术企业来说，融资约束更为强烈，即能得到的债务融资很少或没有[11]。刘振以中国上市高新技术企业2006—2008年非面板数据实证分析了三大融资来源（内源融资、股权融资和负债融资）对企业R&D投资的影响关系。研究发现，中国上市高新技术企业R&D投资主要依靠内源融资和股权融资，负债并不适合R&D投资[12]。

笔者认为，对于那些主要依靠不稳定资源进行融资的企业，现金持有与现金流量对研发平滑非常重要。Acharya等研究了现金储备与债务政策，指出具有较高套期保值的企业更倾向于建立现金储备[13]，Kim 和 Weisbach通过研究38个国家公开发行股票的发行动机，发现研发投资随股票发行的增加而增加[14]。Brown 等研究发现20世纪90年代末21世纪初的美国研发投资总额出现周期性波动与股票发行有关 [15]。我们提出假设：

假设2：在面临融资约束的企业，研发支出与同步、滞后的现金流量正相关，与同步、滞后的股票发行正相关。

三、 研究设计

（一）样本选择与数据来源

我国新《企业会计准则》对研发信息的披露做了新的规定，本文选取的样本为2008—2010年度中小企业板块中的高新技术企业，同时剔除ST类企业，得到331个样本。其中，2008年有87家企业未披露研发信息，2009年有25家、2010年有18家。本文需要平衡样本数据，剔除了2008年87家未披露研发信息的企业后，剩余244家。依据上文的分组标准，得到非融资约束组71家，融资约束组173家。研发支出数据来源于上市企业年度报告中的董事会报告，如果董事会报告中没有披露研发支出，则研发支出金额=资产负债表中的开发支出+费用化的研究开发金额（管理费用明细表中的技术开发费或研究开发费用或研究管理费用或技术和研究费等）。其余数据来源于RESSET数据库。

（二）变量选取和回归模型

1.研发平滑计量方法与被解释变量

图1统计分析了2005年以来我国高新技术企业研发投入的资金来源结构。从图中数据可以看到我国高新技术企业研发投入中企业资金占绝对主导地位。

鉴于我国企业研发资金的企业主导型特征，研发支出的变化量与营业收入变化量的比率可以计量研发平滑，如果该比率小于1，则说明存在研发平滑。

因应计制下的会计收益具有虚拟性，所以，从保证持续研发能力的储备来看，研发强度RDi，t与经营活动现金持有量变化量的相关系数可以更好地计量研发平滑，如果该系数为负值且表现出显著性，则说明企业存在研发平滑。本文用该方法计量研发平滑。

被解释变量用研发强度表示，研发强度=研发支出/营业收入。

2.解释变量

现金持有量的变化量（同步ΔCashholdingsi，t；滞后ΔCashholdingsi，t—1）、现金流量（同步Cashflowi，t；滞后Cashflowi，t—1）、股票发行净额（同步Stkissuesi，t；滞后Stkissuesi，t—1）为解释变量。各解释变量均除以同期的总资产。

3.控制变量

销售收入增长、企业规模对研发支出有重要影响，取营业收入增长率（Sgwthi，t）、企业规模（Sizei，t，总资产的对数）为控制变量。

4.检验模型

根据以上变量，构建检验模型如下：

RDi，t=α+β1RDi，t—1+β2ΔCashholdingsi，t+β3ΔCashholdingsi，t—1+β4Cashflowi，t

+β5Cashflowi，t—1+β6Stkissuesi，t

+β7Stkissuesi，t—1+β8Sgwthi，t+β9Sizei，t+εi，t

四、研究结果和分析

（一）描述性统计分析

表1显示，t期非融资约束组的研发强度均值为0.053，融资约束组的均值为0.049；t—1期非融资约束组的研发强度均值为0.055，融资约束组的均值为0.047。非融资约束组的研发强度明显高于约束组。且非融资约束组的研发强度总体呈上升趋势，约束组的研发强度总体呈下降趋势。融资非约束组现金持有量均值也高于约束组。

（二）回归结果分析

表2表明，整体性检验F值通过检验，非融资约束组的调整的R2为0.787，约束组的为0.860，方程拟合优度高。从方差膨胀因子与容忍度来看，解释变量之间不存在多重共线性问题。

由于研发活动的持久性强，因此滞后的研发支出RDi，t—1回归系数应该接近1，融资约束组的RDi，t—1回归系数为0.932，非融资约束组的为0.772，回归结果证明了研发活动具有累积性特征。

融资约束组的回归系数的绝对值大于非融资约束组，并且研发强度与本期的现金持有量的变化量在10%的水平上显著，能够说明面临融资约束的企业研发平滑动机更强。但研发支出变化量与同期、滞后的经营活动现金持有量变化量的相关系数并未全部出现负值，且没有全部通过显著性检验，虽能证明企业存在一定程度的研发平滑，但效果不明显。特别是对面临融资约束可能性很小的企业，现金持有量的改变对研发强度影响的证据很少，研发强度与同步、滞后的现金流量、股票发行的预期符号较多不符，假设H2未通过检验。结合描述性统计结果来看，现金流量均值为负值，增发股票与配股的企业不多，说明处于金融危机期间的（2008—2010年）中小高新技术企业资金链非常紧张，再融资能力不强。

（三）稳健性检验

被解释变量采用R&D投资所形成的技术知识存量DS并取对数，控制变量中以应收账款（取对数）替代营业收入增长率。

对于DS的测算，常用的方法是永续盘存法，即：

DSt=DSFt+（1—ρ）DSt—1

DSFt=∑nmτmEt—m（1）

DSt、DSt—1表示t期、t—1期的技术知识存量，ρ表示技术知识存量的折旧率，DSFt表示t期的技术知识流量，是由以前的R&D投资，经过时间的滞后所形成的技术知识存量的累计。n为R&D投资形成技术知识存量的最长滞后年限；τm为R&D投资在第i年形成的技术知识的份额。Et—m表示在t—m期的R&D投资额。

由于各行业滞后的分布信息难以确切把握，故一般用平均滞后期来进行推算，用θ表示平均滞后期，则当τm=1时m=θ，τm=0时m≠θ，由此可以得出DSFt=Et—θ，即设定某一年的R&D投资，在经过θ年以后全部形成技术知识，那么，t期的技术知识流量，就可以用平均滞后θ年后的R&D投资额来代替。实际上R&D存在一定失败概率p，那么，t期的技术知识流量，就可以用平均滞后θ年后的R&D投资额与概率1—p的乘积来代替。故（1）式可修正为：

DSt=DSFt+（1—ρ）DSt—1

DSFt=（1—p）∑nmτmEt—m（2）

但p难以获得，故本文维持某一年的R&D投资在经过θ年以后全部形成技术知识的假设。

基期的技术知识存量可以用下面式子求出：

DSt，j=Et，j+1νt，j+ρ（3）

其中，Et，j+1为基期以后第一年的R&D投资额，νt，j为基期以后R&D投资的增长率，由于基期的确定不同，v就不同，或者说v并非固定增长率。运用永续盘存法估算资本存量，一般来说基年选择越早，基年资本存量估计的误差对后续年份的影响就会越小，限于数据条件，基期资本存量的估算在我国的已有研究文献中基本定为1952年和1978年[16]。但技术知识存量的基期确定，目前的研究文献还没有形成经验年限。我们采用测算年度初始年份后的第一年R&D投资额除以R&D投资的平均增长率与折旧率之和（相当于折现率）作为基期的技术知识存量。故（3）式修改为：

DStj=Et，j+1v—t，j+ρ（4）

目前国外在计算ρ时，有三种主要方法：第一种是直接根据专利年限的倒数来计算折旧率；第二种是通过计算专利的净收益来估算，即计算专利各期收益贴现总额和专利更新的差额；第三种是国际上通行的将折旧率设定为15%。第一种各个产品专利年限不同，不好取定；第二种需要大量专利收益的数据，这些不容易得到，甚至是根本就没有对这方面进行统计。显然，直接测算技术知识存量的折旧率是很困难的，诸多文献中有的采用问卷调研法，有的直接采用国外经验数据。张军等人估算出来的物质资本折旧率9.6%，考虑到新知识对旧知识的替代应该快于物质资本的替代，其折旧率就应该高于物资资本存量的折旧率，我国R&D资本存量应高于9.6%[17]。15%主要是针对发达国家的折旧率，对于发展中的我国，合理的折旧率应该在两位数之间。再结合《企业所得税法实施条例》第六十七条规定：无形资产的摊销年限不得低于10年。本文设定ρ=110×100%=10%。限于数据的难获得性，本文对θ分别取1年、2年作为R&D投入形成技术知识流量的滞后期，计算各个样本某个时点上R&D投资形成的技术知识存量。

经过以上改进，假设H2仍然未通过检验，由此，我们进一步验证了高新技术企业虽然存在研发平滑，但效果不明显，企业研发资金链断裂风险大。

五、结论与建议

由于研发具有高的调整成本，并且研发融资具有不稳定性，所以，企业在应对短暂的财务危机或金融动荡时，通过研发平滑维持一个相对平稳的研发支出，对中小高新技术企业的可持续发展具有重要意义。

2008—2010年度，处在金融危机期间的中小高新技术企业融资困境更加突出，实证检验结果发现面临融资约束组的企业研发平滑动机强于非融资约束组。但对面临融资约束可能性很小的企业，现金持有量的改变对研发强度影响的证据很少，并且，按照预期，对于依赖现金持有进行研发平滑的企业来讲，由于用于研发的自由现金流动性的降低，同步与滞后的现金持有量的变化量的回归系数应该为负，而实际结果并未与预期完全相符，说明企业面临融资困境的可能性较低时，企业为减少现金持有成本，会降低研发平滑强度[18]。本文的一个理论贡献是给出了研发平滑计量方法，并拓展了企业现金持有的影响因素。

鉴于企业高的研发调整成本和高的研发投资风险，建议建立与完善企业研发准备金制度，以支持高新技术企业研发上的可持续性。研发准备金按一定标准计提，如按销售额基准法（研发准备金=销售收入×研发准备金提取比率）、利润基准法（研发准备金=税后利润×研发准备金提取比率）、项目风险法（研发准备金=研发总支出—研发总支出×期望成功率）等方法计提。提取研发准备金是为了减少企业研发投资风险，具体研发项目已经确定、预算管理较为成熟的企业，可以根据研发计划及资金需求，按一定比例提前安排资金，实行预算管理[19]。若项目研发失败则将该项目的所有资本化支出用研发准备金补偿，这样可以大大减少企业研发投资的风险，不至于研发资金链断裂而导致其它研发项目终止，起到了研发平滑作用。

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内部控制、融资约束与企业研发效率 篇4

创新驱动发展战略的内涵是加快经济发展方式向技术进步和效率提高驱动转变。技术创新是企业研发活动的成果,是保持企业持续竞争力的必要途径,而研发效率决定了研发活动的成败。国家统计局数据显示:2013年全国共投入研发经费11847亿元,比2012年增长了15%;作为技术创新的主体,企业研发经费占全国研发经费总量的76.6%。尽管研发投入规模逐年扩大,但我国企业研发效率普遍偏低。在此背景下,研究研发效率的影响因素是解决问题的关键。

首先,由效率的经济学内涵(即:一定时间内,组织各种投入与产出之间的比例关系)可知,研发投入是影响企业研发效率的因素之一。研发的投入来源于企业融资。当前,我国处于经济转型时期,资本市场发育不完善,金融机构对企业提供债权融资时更倾向于有形资产抵押,而研发活动以无形资产为主,更难获得融资。研发活动具有资金需求量大、需求周期长、保密性和收益不确定性等特征,这些特征加大了企业进行外部融资的难度,从而提高了资本成本。由此可见,研发活动面临更高程度的融资约束。因此,研究融资约束对研发活动的影响具有重要的理论意义。

其次,内部控制是组织为实现战略目标进行的制度安排,其主要目的是实现高效率的经营并防止舞弊。企业研发活动存在着收益与风险的权衡,风险是十分重要的因素,而内部控制作为一项防范企业风险、实现企业资源有效配置的重要制度安排,在企业内部形成有效的权责利制衡机制,进而对治理结构形同虚设风险、内部机构运行低效风险、企业经营和战略失败风险进行控制和防范。内部控制贯穿企业研发活动的全流程和成果转化过程,能够保证投资活动目标和结果的一致性,减少研发活动过程中的资源浪费,提高投入资金的使用效率。那么,内部控制能否有效治理企业研发活动从而提高研发效率?已有研究多认为融资约束在企业运营中可以起到一定的治理作用,那么当内部控制和融资约束共同作用于研发效率时,二者有着什么样的关系?

为此,本文首先研究了内部控制对企业研发效率的影响,并在此基础上引入融资约束条件,进一步探究了二者对研发效率的影响机理和内在关系,并进行了实证检验。

二、文献回顾

国外的文献集中于内部控制的经济后果和投资效率关系的探讨。Biddle等认为,提高财务报告质量能降低股东和管理层的道德风险,同时减少逆向选择带来的资本市场摩擦,从而提高投资效率;Cheng等发现,内部控制存在缺陷的企业具有较低的投资效率,披露内部控制重大缺陷有助于提高其财务报告质量,进而改善投资效率。

在国内,学者们主要从内部控制与投资行为间的关系和内部控制对投资行为的影响这两个角度针对内部控制对投资效率的治理作用进行研究。李万福等分别考察了内部控制与过度投资和投资不足等异常投资行为的关系,认为内部控制水平低的企业发生非效率投资行为的概率高于内部控制水平高的企业,且和最优投资水平的差距更大;方红星等以非效率投资行为发生缘由的视角分别考察了内部控制与意愿性非效率投资和操作性非效率投资的关系,发现内部控制的实施对企业非效率投资行为起到了有效的治理作用,尤其是能够抑制操作性非效率投资。

但在国内外相关研究中,很少有学者研究内部控制对研发效率的影响,主要有王运陈等从流程控制和治理层控制两个层面分析了内部控制提高研发效率的作用机理,他们认为高质量的内部控制有助于提高企业研发效率。

从国内外相关文献中发现,关于内部控制和投资效率的关系已经有了一定程度的研究。但本文认为,在两个方面还有待继续研究:第一,从非效率投资的角度研究内部控制对研发效率的影响,此研发效率仅指研发投入的规模效率,并未涵盖研发纯技术效率。由已有文献可知,内部控制从投资行为决策和风险控制两方面影响企业的研发效率,使用综合效率展开研究,是对已有研究的有益补充。第二,Stiglitz和Weiss指出,即便是在资本市场高度发达的国家,相对于资金的需求,资金供给也是有限的。研发活动属于企业投资活动,需要资金支撑,研究内部控制对研发效率的影响必须引入融资约束条件,否则就无法直接证明研发效率的提高来源于企业内部控制质量的提升。故本文将引入融资约束条件考察内部控制对企业研发综合效率的作用。

三、理论分析

(一)内部控制与研发效率

因研发活动资金的投入和使用比企业其他投资活动具有更大的不确定性,所以其存在的风险种类更多且风险敞口更大。研发活动中存在操作层风险和代理风险,所以企业内部控制活动的基本内容是根据企业内、外部风险的评估结果以及风险应对的策略进行控制活动,以达到防范和降低风险的效果。

1. 内部控制对操作层风险的控制。

企业研发活动流程存在以下风险:①项目缺少全面论证致使创新不足或项目取消,造成资源浪费;②研发成员和进度的管理不规范致使研发支出显著高于预算,导致研发延误或失败;③对研发成果的应用和保护管理不善,致使无法达到研发目的,影响企业发展战略。为防范以上风险,《企业内部控制基本规范》规定了以下内容:①在立项与研究阶段,企业应开展全面的项目可行性分析并进行评估论证,规范并严格落实审批制度,研究过程中应落实岗位责任制,跟踪项目进展,研究完成后应执行成果验收制度;②在开发与保护阶段,企业应加强研发活动的绩效管理,建立保护制度,在开发完成后应进行研发评估,形成科研、生产、市场一体化机制。

2. 内部控制对代理风险的控制。

根据委托代理理论,委托人和代理人都是理性经济人,在企业经营决策过程中均以个人效用最大化为目的。故代理人在投资活动中会存在因追求在职消费或建立“商业帝国”的愿景进行过度投资、为逃避监管责任导致投资不足、倾向于过度增资于没有价值的研发活动以逃避放弃项目带来的声誉损失和影响晋升的恶性增资等非效率投资行为的动机。此外,研发活动具有很大的不确定性,对研发支出进行确认和计量违背了会计信息质量的可靠性和谨慎性要求,给研发活动的会计确认、计量和披露带来较多阻碍,导致研发活动的会计信息承载量不足,产生一种另类的信息不对称。在采用两权分离公司治理结构的企业中,这种信息不对称阻碍了监管制度的实施,削弱了投资者和政府相关部门的监管效果,使管理者更容易操纵研发活动来获取个人利益。就委托人而言,大股东有通过控制管理层来使企业投资有利于自身利益最大化的研发项目以侵占小股东利益的动机,且研发活动开始后大股东能够继续投资有利于其自身利益最大化的研发项目,而不是投资对企业最有价值的研发项目,从而降低了研发效率。

高水平的内部控制可以缓解代理问题:一方面,治理层面的内部控制安排是内部控制制度设计的基本内容。治理层面设计可以削弱管理层投机动机并限制其发生的条件:代理人股权激励可以减少股东和代理人的利益分歧,使两者对风险的态度趋同,进而降低代理成本;而企业的实际控制人更注重企业的长期回报,更能接受研发活动的价值性和长期性,股权集中使所有者的利益诉求由短期盈利转向长期回报,降低了研发活动的战略风险。另一方面,内部控制通过反舞弊机制和内部审计制度来缓解企业内部信息不对称。反舞弊机制对内部非法行为具有防止、发现和纠正的功能,能够保证企业信息通畅,而及时、高效的信息沟通能有效降低所有者和经理人之间的信息不对称程度;内部审计可增强会计信息的可信程度,保证其他控制子系统的高效运转,同时也可改善受托责任环境并保障受托责任的履行,最终降低代理成本。

由此,本文提出如下假设:

H1:高质量的内部控制对企业研发效率有正向影响。

(二)融资约束与研发效率

当融资约束程度低时,企业会存在过度投资行为。将之拓展到研发活动,企业的研发费用、资本支出及人员投入越高,企业价值越低,可能是由于这些企业有充裕的资本支持,从而导致了过度投资行为的产生,并且其产生的概率和现金流之间显著正相关。此外,当企业进行研发活动时,管理层为了保证研发投入的资金需求,会倾向于更高的现金持有量。对于融资约束程度较低的企业,这种倾向会增加管理层的投机风险,提高了代理成本。

而企业面临高融资约束的情况时,由于可用于研发的资金较少,从资金来源上抑制了其过度投资行为。另外,管理层会更有针对性地选择具有高投资收益的研发项目,放弃低投资收益的研发项目,而且此时管理层会受到更严格的监督和反向激励,降低了代理成本,增加了现金边际价值,降低了管理层的投机风险,最终提升了企业价值。

由此,本文提出如下假设:

H2:融资约束程度越高,企业研发效率越高。

(三)内部控制与融资约束

高质量的内部控制能够通过降低融资成本来缓解企业面临的融资约束:一方面,高质量内部控制企业的信息披露质量更好,能有效缓解信息不对称问题,有利于投资者了解更准确的企业盈利和成长机会信息,有效降低了因外部投资者逆向选择带来的过高融资成本;另一方面,高质量内部控制企业的权益成本、系统风险和特质风险明显低于低质量内部控制企业。

融资成本的降低不仅减轻了企业面临的融资约束程度,支持企业分配更多的资金进行研发投入,还扩大了企业的盈利空间,使原本亏损、需要放弃的项目转为盈利,从而进一步提升了企业的研发效率。行为科学理论认为,对于同一种行为,行为主体主动承担责任得到的效果优于被动承担。据此推论:内部控制是企业为实现经营目标而主动进行的制度安排,高质量的内部控制提升的企业研发效率应该高于融资约束导致管理者被动的行为选择提升的研发效率。

由此,我们做出以下推论:当面临高融资约束程度时,企业可能会通过高效的监督和内部审计即提升企业内部控制质量来提升研发效率;而当企业面临的融资约束程度较低且能够筹集到大量资金进行研发投入时,高质量的内部控制能够通过对研发活动的全流程风险控制来提升研发效率。

依据以上分析,本文提出如下假设:

H3:就对企业研发效率的影响而言,内部控制对融资约束具有替代效应。

H4:融资约束正向调节内部控制与企业研发效率之间的关系。

四、研究设计

(一)样本选择和数据来源

本文选取2012~2014年沪、深两市A股主板上市公司作为研究样本,剔除样本中在此期间被ST处理的公司、缺失必要数据的公司和出现非正常交易状态的公司,最终得到3246个样本。

上市公司财务数据来源于国泰安数据库和锐思数据库,其中部分研发支出数据从公司年报中摘取。内部控制质量指数数据来源于DIB内部控制和风险管理数据库。

(二)变量确定与测量方法

1. 被解释变量。

已有研究常使用随机前沿分析法(SFA)、回归分析法、数据包络分析法(DEA)来评价企业的研发效率。本文采用DEA对企业研发效率进行综合评价,理由如下:①SFA和回归分析法作为参数化分析法,对效率进行测度时需要事先设立生产函数并进行误差项估计,所以对数据的要求比较高。而DEA作为非参数化分析法不需要设立生产函数,规避了错误函数导致的评估结果偏差;②DEA可用于多投入、多产出的效率评价,一般用于对存在复杂生产关系的DMU进行效率评估,而且能够保证评估有效性;③投入产出数据的单位改变对DEA的评价结果不产生影响,而且DEA可以同时分析不同属性及不同单位的数据。

已有文献进行企业研发效率评价时,一般选取研发强度和研发人员强度作为研发投入指标,选取专利授权量和新产品产值作为研发产出指标。但专利授权量受到机会、申请难度、决策者对专利申请好处的判断的影响,且不是所有的研发成果都会被注册为专利;另外,研发项目不仅包括新产品的研发,还包括能够降低企业生产成本的技术研发,所以将专利授权量和新产品产值作为研发产出指标具有一定的缺陷。为涵盖研发产出的表现形式,本文借鉴顾群使用DEA衡量企业研发效率时采用的指标体系,并在研发产出指标中添加能够反映资本利润的经济增加值率(REAV)这一指标。评价指标体系如表1所示。

相关研究显示,研发投入并不能在当年产生明显效益,一般具有1~2年的滞后期,故本文选择的投入指标数据为2011~2013年的数据,产出指标数据为2012~2014年的数据,将其标准化后代入C2R模型。

2. 解释变量。

(1)内部控制变量。迪博企业风险管理技术有限公司发布的中国上市公司内部控制指数,是将内部控制合规、报告、资产安全、经营和战略五大标准的完成程度通过多指标量化进行构建、再对内部控制缺陷进行修正得到的,能够全面地评价上市公司内部控制质量,获得学术界的广泛认可。所以,本文选用该指数度量内部控制水平。

(2)融资约束变量。利息保障倍数为企业息税前利润与利息费用的比率,不仅衡量了企业支付负债利息的能力,同时还反映了企业的盈利能力。利息保障倍数大的企业支付利息的能力强,能够履行对债权人的责任,说明公司有足够的自由现金流且面临的融资约束程度较低;利息保障倍数越小,企业利润越少,表现为企业更依赖于外部融资且面临的融资约束程度更高。为此,本文剔除样本中利息保障倍数异常值并做负向处理后,将其作为融资约束程度的代理变量。

3. 控制变量。

由上文分析可知,高质量的内部控制和高程度的融资约束均能有效抑制第一类和第二类代理问题。根据已有研究,选取管理费用率为第一类代理问题的代理变量,大股东占款为第二类代理问题的代理变量。根据激励理论,对高管进行薪酬激励能提高高管的工作积极性和创造性,并能增强其归属感,进而影响研发效率,故选取高管薪酬为管理层薪酬激励的代理变量。已有文献指出,企业规模影响企业获取外部融资的难度,故选取企业规模作为控制变量。另外,以年度和行业作为哑变量。

各变量及其定义如表2所示。

(三)模型的建立

为验证H1和H2,分别设立以下多元回归模型:

其中:Control为年度和行业控制变量。

为验证H3,设立以下多元回归模型:

如果H3成立,即内部控制质量对融资约束具有替代作用,则需要使用模型来度量内部控制替代融资约束前后内部控制对企业研发效率影响的变化程度。若将全样本根据解释变量分组后分别进行回归拟合并比较系数来获得结果,则无法获得这两个回归系数的联合标准误差,导致不能进行比较,所以本文使用以下模型进行度量:

其中:首先以FC的中位数把样本分为低融资约束组和高融资约束组;然后将FC转换为虚拟变量,高融资约束组为1,低融资约束组为0;最后加入IC与FC'的交互项。如果δ2显著,则表明FC高组比FC低组的IC在RDE上的截距高δ2个单位;如果δ3显著,则表明FC高组的IC斜率比FC低组的IC斜率高δ3个单位。

五、实证分析

(一)描述性统计与相关性分析

注:∗、∗∗分别表示在5%、1%的水平(双侧)上显著。下同。

由表3可知,我国上市公司面临的融资约束程度普遍较高,虽然FC(利息保障倍数的负数)的中位数为-1.674,但是均值为正,而且该变量的标准差很大,说明上市公司之间在融资约束程度上的差异较大。也可以看出:内部控制(r=0.043,p<0.05)、融资约束程度(r=0.052,p<0.01)、管理费用率(r=0.296,p<0.05)、薪酬对数(r=0.093,p<0.05)与企业研发效率显著正相关;公司规模(r=-0.119,p<0.01)与企业研发效率显著负相关;IC与FC(r=-0.044,p<0.05)显著负相关,即公司内部控制质量越高,其面临的融资约束程度一般会越小;MFR和IC显著负相关,说明内部控制质量越低,公司的第一类代理问题越严重;BSO与IC显著负相关,说明高水平内部控制有利于抑制第二类代理问题。

(二)实证结果分析

1. H1的实证结果分析。

为了验证H1,以上文选取的3246个观测值对模型(1)进行了多元回归,回归结果如表4中Panel A列所示。可以看出:内部控制质量对企业研发效率有显著的正向影响;管理费用率对企业研发效率有显著的负向影响,说明内部控制质量越高的公司研发效率越高,H1得到数据支持。

2. H2的实证结果分析。

本文以模型(2)来验证H2,回归结果见表4中Panel B列。可以看出,融资约束程度、管理费用率对研发效率有显著的负向影响,表明面临融资约束程度越高的企业研发效率越高,H2得到数据支持。

3. H3的实证结果分析。

模型(3)是在模型(2)的基础上加入变量内部控制质量所得,模型结果见表4中Panel C列。在模型(2)中,融资约束程度对企业研发效率有显著的正向影响(β1=0.040,p<0.05)。但在模型(3)中,加入变量内部控制质量后,发现融资约束程度对研发效率的边际影响降低且不再显著(β1=0.032,p>0.05)。考虑融资约束程度与内部控制质量的相关系数显著(r=-0.044,p<0.05),因此,就对企业研发效率的影响而言,内部控制对融资约束具有替代效应。可能是因为随着内部控制质量的提高,企业信息透明度提高,降低了投资者所需承担的未知风险,从而在一定程度上缓解了企业所面临的融资约束。而两个变量均和研发效率有显著的正相关关系,所以高程度的融资约束保证了企业研发活动的高效率,在企业提高内部控制质量的同时也降低了其面临的融资约束程度,此时高质量的内部控制替代融资约束成为保证研发高效率的主要因素。

在以上三个模型中,高管薪酬对企业研发效率均有显著正向影响,可能是高管薪酬抑制了管理层机会主义行为,缓解了第一类代理冲突;公司规模与企业研发效率均呈显著的负相关关系,表明我国上市公司规模越大,研发效率越低,这可能是由于大公司比小公司更容易获得银行贷款和外部投资,使其面临较低的融资约束程度所致。

模型(4)测算了内部控制替代融资约束前后内部控制质量对企业研发效率促进作用的变化。回归结果如表5所示。

由表5可知,融资约束(哑变量)的系数不显著,说明FC高组与FC低组的IC在RDE上的截距没有明显区别;内部控制与融资约束哑变量的交互项系数为0.055且比较显著,表明FC高组的IC斜率比FC低组的IC斜率高0.055个单位。这个结果表明,当企业面临的融资约束程度较高时,内部控制对企业研发效率的促进作用更加明显,即融资约束正向调节内部控制与企业研发效率之间的关系。

六、研究结论

在“大众创新”的大趋势下,企业如何保证研发高效率具有重大意义。本文以2012~2014年我国沪深两市主板上市公司为研究样本,首先对高水平的内部控制是否有利于提高研发效率进行了分析和实证检验;然后引入了融资约束条件,进一步研究了不同融资约束状态下,内部控制与研发效率的关系以及两者是否具有替代性。研究发现,高质量内部控制有利于提高企业研发效率,高融资约束程度也能保证较高的企业研发效率;就对企业研发效率的影响而言,内部控制对融资约束具有替代效应;融资约束正向调节内部控制与企业研发效率之间的关系。因此,企业研发活动不应只注重提高研发资金和人员的投入,更应该注重研发活动的制度建设与风险控制。而且,企业在融资约束程度高的情况下主动提升内部控制水平,既能显著提高企业研发效率的贡献,又能降低融资约束程度。在当前我国上市公司普遍面临融资约束的情况下,将企业部分资源应用于内部控制建设会带来更大的经济价值。

本文丰富了关于内部控制经济后果方面的研究,对进一步完善内部控制理论具有一定理论意义;同时,为管理者认识研发效率和内部控制提供了一个新的视角,还为企业提高研发效率提供了可参考路径。

参考文献

顾群,翟淑萍,苑泽明.融资约束与研发效率的相关性研究--基于我国上市高新技术企业的经验证据[J].科技进步与对策,2012(24).

卢馨,郑阳飞,李建明.融资约束对企业R&D投资的影响研究--来自中国高新技术上市公司的经验证据[J].会计研究,2013(5).

肖海莲,唐清泉,周美华.负债对企业创新投资模式的影响--基于R&D异质性的实证研究[J].科研管理,201(10).

融资约束文献综述 篇5

经典的财务理论 (Modigliani和Miller, 1958) 认为, 在一个完美的资本市场中, 企业的外部资本和内部资本是可以完全替代的, 因而企业的投资行为并不会受到公司财务状况的影响, 而只与企业的投资需求有关。但现实世界中并不存在真正意义上的完美资本市场。现代公司财务理论认为, 信息不对称问题和代理问题使得外部融资的成本高于内部资本的成本, 因此就产生了融资约束问题。

二、融资约束的理论基础问题

(一) 信息不对称理论

信息不对称是指在市场经济活动中, 各类人员对有关信息的了解是有差异的, 从事交易活动的双方对交易对象以及环境状态的认识相异, 交易的一方拥有相关的信息比另一方拥有的相关信息更多, 从而对信息劣势者的决策造成不利的影响。因此, 在现实的不完美的市场中, 信息不对称理论是产生融资约束问题的理论基础之一。

(二) 代理理论

Jensen和Meckling (1976) 提出的代理理论认为, 代理人拥有的信息比委托人多, 并且这种信息不对称会逆向影响委托人有效地监控代理人是否适当地为委托人的利益服务。融资约束理论认为, 当经理受到内部资金约束时, 由于资本市场上的逆向选择就产生融资约束问题, 致使外部融资成本往往高于内部资金成本。

三、融资约束的衡量方式

(一) 股利支付率

根据不完美的资本市场上的内外部资本具有不完全替代性的观点, 由于外部融资成本较高, 低股利支付隐含着公司对内部现金流具有较高的依赖性。因此, 公司面临的非对称信息程度与其股利政策有关。具体而言, 低股利支付的公司的投资支出可能受到较严重的融资约束。

(二) 投资-现金流敏感性

为检验融资约束的存在, Fazzari、Hubbard和Petersen (FHP) (1988) 对融资约束与企业投资-现金流敏感性之间的关系作了开创性的研究, 并发现低股利支付率公司的投资-现金流敏感性更高, 即受融资约束较严重的公司的投资-现金流敏感性相对较高, 后来Fazzari和Petersen (1993) 、Gile Mst和Hinunelburg (1995) 证实了FHP的结果。但是, 长久以来, 由于变量选取、公式选择、样本采集和考察的角度等各不相同, 国外学者的研究结论可以分为正、负相关关系两派。Cleary (1999) 扩充了KZ (1997) 的研究样本, 研究结果支持了KZ (1997) 的观点。冯巍 (1999) 对国内对融资约束下企业投资与内部现金流关系作了开创性研究, 发现现金流对每股分红低于0.05元的公司、非国家重点企业的公司的投资水平有显著影响, 从而得出这些公司面临融资约束。冯巍的研究还带动了国内学者在公司的投资与内部现金流关系方面的讨论。

(三) 公司规模

Devereux和Sehiantarelli (1990) 根据资本存量的真实价值来衡量公司规模, 而Athey和Laumas (1994) 根据股权资本账面值来衡量公司规模, 这两项研究的结论表明:大规模公司相对于小规模公司具有较低的投资—现金流敏感性, 即公司规模越大, 融资约束程度越低。国内学者全林、姜秀珍和陈俊芳 (2004) , 赵剑锋和伊航 (2006) 也得出一致结论。

(四) 现金-现金流敏感性

基于学术界对融资约束和投资—现金流敏感性的关系一直争论不休的背景, Almeida等 (2004) 提出了一个新的观点, 认为由于公司受到的融资约束同样影响到公司的现金持有政策, 而现金是一个金融变量, 采用现金—现金流量敏感性来研究融资约束问题可以回避一些质疑, 是一个理论上和实证上均有效的检验方法。研究发现:对于有融资约束的公司来说, 企业将更多的从现金流中提取现金增加现金持有量和企业的流动性, 以便于未来投资, 其现金—现金流量敏感度显著为正;相反, 对融资不受约束的公司来说, 其现金—现金流量敏感度则应该显著为零。李金等 (2007) 发现, 存在融资约束的公司其现金对现金流正向敏感;反之不敏感。而章晓霞和吴冲锋 (2005) 发现, 无论融资是否受约束, 现金持有政策并没有明显的不同。

四、目前国内外有关融资约束的相关研究

(一) 股权结构

与西方的证券市场不同, 我国的许多上市公司都是从国有企业改制而来, 因此具有特殊而复杂的股权结构。国内一些学者以股权结构为切入点, 将股权结构作为我国上市公司融资约束的分类标准, 进行了一系列研究。郑江淮等 (2001) 检验的结果表明, 国家股比重越低的上市公司没有受到明显的外源融资约束, 反之却受到了外源融资约束。何金耿 (2001) 的研究表明, 对于国有控股股东而言, 他们的投资对现金存在显著的依赖性, 过度投资是其主要投资行为, 其结果是公司价值低。而法人控股股东同样强有力地影响了投资对现金流敏感性的正向相关关系。饶育蕾、汪玉英 (2006) 研究发现, 第一大股东持股比例与投资一现金流敏感度之间呈显著的负相关关系, 用股权集中度指标进行回归得出了相同的结论。李增泉等 (2008) 发现, 企业集团控制的金字塔层级越多, 该企业集团的资产负债率会越高;母公司所在的地区融资约束越强。

(二) 集团企业

Hoshi、Kashyap和scharfstein (1991) 以日本上市公司为样本, 研究发现, 保持投资机会不变 (由托宾Q测量) , 24家集团成员企业与121家非集团成员企业相比, 现金流对投资的影响要小得多。他们认为, 由于大型公司集团比较容易获得外部融资, 降低了外部融资的信息成本, 集团附属性质缓解了资本市场信息不对称导致的公司进行负投资的问题。Chirinko和schaller (1995) 使用成熟度、所有权的集中程度、制造业公司、非制造业公司等对212家加拿大公司的数据进行分类, 结论是年轻的、独立的、主营制造业的公司的投资支出更依赖于内部现金流。

(三) 政治关系对融资约束的影响

由于政府对社会资源配置具有重要影响, 在这一大环境下, 政治关系对企业融资约束的影响是值得关注的。国外学者研究得出, 具有政治关系的公司能够获得更高的银行贷款数量、享受更优惠的税收政策, 同时在当地市场有更高的占有率 (Brandt&Li, 2003;Fisman, 2001) ;有“政治关系”的企业即使存在较高的违约率也能从国有银行那里获得更多的贷款 (Khwaja&mian, 2005) 。余明桂、潘红波 (2008) 发现, 有政治关系的企业可以获得更多的银行贷款和更长的贷款期限, 而且在金融发展越落后、法制水平越低和政府侵害产权越严重的地区, 政治关系的这种贷款效应越显著。唐建新等 (2010) 发现, 无政治关系的民营中小企业表现出更强的融资约束, 说明政治关系能够缓解中小企业的融资困境, 在企业的融资过程中作为一种非正规的替代机制, 降低了中小企业的外部融资压力。

(四) 金融发展

顾乃康, 孙进军 (2009) 基于现金持有的预防性动机研究企业的现金流风险与现金持有量之间的关系, 研究结果表明, 面临融资约束的企业其现金流风险与现金持有量之间的关系显著正相关, 也就是说, 融资受约束的企业的预防性现金持有动机显著。此外, 金融市场的发展能够减轻企业面临的融资受约束的程度, 继续推进我国初有成效的金融改革有助于改善我国企业可能面临的融资障碍。

(五) 不确定性

魏锋、刘星 (2004) 研究结果表明, 我国上市公司存在融资约束状况, 而且融资约束与公司投资一现金流敏感性之间呈正相关;公司持有不确定性与公司投资呈显著正相关, 总体不确定性与公司投资之间呈正相关, 市场不确定性与公司投资之间呈负相关;融资约束在一定程度上减轻了不确定性对公司投资的影响。

五、总结

由于我国特殊的经济体制, 融资约束问题在我国确实存在。但是, 有关融资约束的衡量问题, 学者们各持己见, 目前尚无一个权威的测量方法。此外, 由于我国对融资约束的实证研究目前处于起步阶段, 尽管这些研究取得了一些成果, 但是尚没有一致的结论, 甚至有些结论互为矛盾。可能是因为数据选取和研究方法问题的差异导致的不一致的结果。通过对上述文献的述评, 使我们对有关融资约束的研究视野得到了极大的拓展, 便于我们在借鉴前人的研究思路和研究方法的基础上, 进行更深入的研究。我们应基于融资约束的特征分析, 结合我国特殊的制度背景、文化、监管及公司治理进行分析, 以便建立更加有效地融资约束模型, 为未来的学术研究领域做贡献。

参考文献

[1]Almeida, H., Campello, M., Weisbach, M.2004, The Cash Flow Sensitivity of Cash[J].Journal of Finance.59.1777-1804.

[2]顾乃康, 孙进军.融资约束、现金流风险与现金持有的预防性动机[J], 商业经济与管理, 2009 (4) .

融资约束测度方式研究述评 篇6

关键词：融资约束测度,股利支付水平

在资本市场不完善的情况下, 信息不对称、交易成本等原因导致企业面对的外源融资成本高于内部资本, 而当内外部融资成本的差异很大时, 企业投资决策对内部资金的依赖性会很高, 甚至当内部资金不足时, 企业难以以合理成本获取资金, 而不得已会放弃一些净现值为正的投资项目, 这即企业面临的融资约束 (Fazzari et al., 1988) 。融资约束的存在导致企业投资无法达到最优水平, 最终会制约一国经济在量和质上的发展。自1988年Fazzari, H ubbard和Peterson (下文以FH P表示) 首次实证研究融资约束开始, 国内外学者对度量融资约束的问题进行了大量的研究, 在不断弥补前人研究的不足的过程中, 从不同的角度出发, 提出了许多衡量指标和方法。衡量方式大致可以分为使用公司代理特征变量和使用模型构造指数或系数两种。

一、使用公司特征代理变量

(一) 股利支付水平

FH P (1988) 基于股利支付高低来衡量企业融资约束的强弱程度, 他们认为, 融资约束程度较严重的公司, 更依赖于内部现金流, 而股利支付将会减少企业可利用的资金, 因而往往较少进行股利发放;而融资约束程度不高的企业, 对内部现金流的需求并没有那么强烈, 因而会支付较高的股利。而随后的一些研究, 如Fazzari和Petersen (1993) , B ond和M eghir (1994) , M ills, M orling和T ease (1994) 等也使用股利支付水平来判断企业融资约束程度, 并得到与FH P (1988) 相似的结论。在国内的相关研究中, 魏锋和刘星 (2004) , 张纯和吕伟 (2009) 也证明了股利支付率作为融资约束的代理变量是合理的。于蔚、金钱荣和钱彦敏 (2012) 将高成长性不分红的企业视为融资约束较严重的企业, 并实证检验出该方法的度量是合适的。

然而, 使用股利支付 (率) 作为分类标准有着内生性强的固有缺陷, 其不仅受融资约束程度的影响, 也内在地受公司利润水平、公司的股利政策、公司管理者偏好的影响, 而外部环境也有可能对企业股利发放产生影响, 例如我国证监会规定企业再融资资格与现金分红挂钩等。这些因素都制约着股利支付作为融资约束代理变量的有效性。

(二) 公司规模

使用公司规模来衡量融资约束程度的学者认为, 规模大的公司融资渠道多样, 且自身实力能获得外部投资者更多的信任, 因而面临的融资约束较弱;而规模较小的公司, 受自身经营状况和外部金融环境的制约, 导致融资不畅。V ogt (1994) 以公司的账面价值划分不同融资约束程度, 以及A they和Laum as (1994) 、B udina等 (2000) 、G elos和W erner (2002) 都根据公司规模来判断融资约束强弱, 并得到与前述分析一致的实证结论。

该变量的优势在于其内生性较弱, 而多数实证研究也证实了企业规模与融资约束显著相关, 虽然进行划分时主观性较强, 但融资约束程度处于两极的企业, 可以很可靠地被识别出来。

二、使用模型构造指数或系数

(一) 构造指数

为了避免单一指标衡量融资约束的局限性, 随着研究的不断发展, 学者们基于一定的假设和各自的经验直觉, 将多种变量综合考虑在内表示为一个线性组合, 从而构造出指数用以表征融资约束状况。国外如K Z指数 (K aplan和Zingales, 1997;Lam ont, 2001) 、W W指数 (W hited和W u, 2006) 等。而我国在直接运用过程中, 也提出了结合我国实际情况的指数, 如汪强、林晨等 (2008) 。

由于指数构建过程中考虑的因素可能存在内生性问题, 且这些构成指标无法穷尽融资约束企业的所有特征, 因此指数稳定性有一定的偏差。另外一点不足就是, 在研究融资约束对某因素的影响时, 有可能因构成指标与融资约束指数同时处在模型中而引起多重共线性。

(二) 投资———现金流敏感性

由于FH P (1988) 对融资约束进行了首创性的研究, 其认为融资约束的存在会使企业投资依赖于内部现金流, 融资约束程度越强, 企业投资受现金流的影响越显著。于是, 他们通过构建投资模型引出了投资-现金流敏感性指标, 并证实了其用股票支付率划分结果的有效性。

基于此, 在随后的研究中, 大量学者使用投资-现金流敏感性验证作为融资约束的测度指标 (姚华春, 2009) , 同时也有一些学者研究了该系数与融资约束的相关关系。对于后者的研究存在两种相反的观点, 一种观点认为二者正向相关, 另一种则观点认为两者反向相关, 而这种矛盾的结论可能是由代理成本引起的, 当代理成本过高时, 股东对管理者的自私行为约束乏力, 出于自利目的, 管理者会可能会过度投资, 导致投资现金流敏感性提高 (全林等, 2003) , 同时, 融资约束代理指标的选取也会对结果产生影响。

(三) 现金—现金流敏感性

不同于从企业投资需求角度来研究融资约束, 现金—现金流敏感性是立足于企业对流动性的需求反映融资约束程度的角度来进行相关实证分析, 避开了投资—现金流敏感性与融资约束的关系尚有争论的问题。A lm eida、C am pello和W eisbach (2004) 提出从公司现金持有行为角度入手, 以现金—现金敏感性来识别融资约束强弱。他们认为, 融资约束较强的企业会从现金流中提取更多的现金, 以便于未来投资, 其现金—现金流敏感性系数应为正;而融资约束较弱的企业, 其敏感性系数应为零。

然而, 需要注意的是, 公司现金持有量不仅受多种因素的影响, 同时也具有内生性, 即, 融资约束会导致公司增加现金持有量, 但较多的公司现金持有量能有效降低融资约束状况, 这些都有可能导致该指标的准确性下降。

有关融资约束的测度问题, 学术界至今未找到一致的最佳衡量方法。而现有的方法有着各自的优点, 也存在着客观性不强、具有内生性的问题。相较其他指标而言, 投资—现金流敏感性使用更广泛, 而多年的研究发展也使投资模型更为成熟可靠, 同时, 其指标可能隐含的代理成本问题, 也可以通过一定方式检验出来。同时在实际运用中, 需要在对比分析的基础上, 结合本国实际经济情况, 使用适用性更强的指标。

参考文献

[1]Fazzari S M, Poterba J M.Financing constraints and corporate investment.BPEA[J].Brookings Papers on Economic Activity, 1988, 1 (1) :141-206.

[2]沈红波, 寇宏, 张川.金融发展、融资约束与企业投资的实证金融Finance N O.3, 2016 (Cumulativety N O.618) 研究[J].中国工业经济, 2010, 06:55-64.

融资约束与企业投资的文献综述 篇7

Modigliani和Miller (1958) 的资本结构理论认为在完全市场中, 融资来源不会影响企业投资及企业价值。权衡理论则认为企业行为选择将衡量成本与收益。Jensen和Meckling (1976) 认为债务融资产生成本, 股东和债权人由于收益分配而冲突, 并对投资项目风险偏好不同。Myers和Majluf (1984) 考虑到交易成本, 认为内部融资比外部融资成本低, 股票融资比债务融资成本高。

融资成本导致了融资约束, 但其产生机制及对投资的作用方式并不单一。Myers和Majluf (1984) 认为, 信息不对称导致逆向选择, 投资人要求的高收益可能导致企业放弃融资。Jenson和Meckling (1976) 从委托代理理论出发, 提出自由现金流假说, 认为企业规模与经营者利益挂钩, 经营者有动机投资项目而不考虑收益, 造成过度投资。Bernanke、Gentler (1989) 及Gentler (1992) 认为代理问题增加了投资人要求的回报, 企业外源融资困难, 可能迫使企业放弃预期收益高的项目。

市场不完全性导致的融资约束很大程度上将影响和限制企业的投资支出。由信息不对称理论推导出的融资约束理论认为企业投资支出对企业现金流具有敏感性。Myers和Majluf认为高额融资成本导致融资约束, 致使企业最终投资不足。而Narayanan (1988) 认为信息不对称导致市场对所有企业评价相同, 净现值为负的项目可从被高估的股价中得益, 导致过度投资。Stulz (1990) 认为管理者会利用信息不对称牟利, 使用高现金流过度投资, 而低现金流则表现为投资不足。

企业投资与现金流的敏感性通过一系列的实证研究得到了证明。Fazzari、Hubbard和Petersen (FHP, 1988) 根据信息不对称和融资优序理论, 提出融资约束的概念, 证实了融资约束与投资-现金流量敏感性呈正相关关系。Froot、Scharfstein、Stein (1993) 证明了融资约束促使企业持有更多现金以备投资。冯巍 (1999) 发现融资约束导致股利支付低的企业投资支出对现金流不敏感。魏锋、刘星 (2004) 认为在我国融资约束对投资影响显著, 并与投资-现金流敏感性正相关。何金耿 (2001) 认为股权分散的企业其敏感性主要源于融资约束。

然而, 融资约束对投资影响方向和方式, 在不同学者研究结果中并不一致。Kaplan和Zingales (1997) 通过综合评价得出融资约束, 对FHP (1988) 样本再分类研究, 认为融资约束不显著, 并得出融资约束与投资-现金流敏感性负相关的结论。Cleary (1999) 使用多元判别法分析得到类似的观点。李延喜等 (2006) 建立了融资约束与投资的多元回归模型, 证明在中国融资约束对投资有制约作用。

Vogt (1994) 认为, 更多的投资机会导致信息不对称程度增大, 融资成本高, 投资与现金流的正相关表明投资不足;更少的投资机会与较低股利支付并存时, 投资与现金流的正相关则是投资过度所致。何金耿和丁加华 (2001) 基于Vogt (1994) , 认为上市公司投资-现金流敏感性主要源于代理成本。黄乾富、沈红波 (2009) 借鉴FHP (1988) 和Vogt (1994) , 认为我国市场投资不足与过度投资并存, 而投资对现金流敏感则是代理成本与信息不对称的共同结果。

从中外学者的研究中可以发现融资约束确实与投资-现金流敏感性有关, 但该敏感性并不完全由融资约束决定。Almeida, et al. (2004) 发现企业预期融资约束增加时, 倾向持有更多的现金。Rechardson (2006) 发现超额现金持有与过度投资正相关, 且市场约束可以缓解过度投资。王彦超 (2009) 发现在我国融资约束可抑制超额现金持有下的过度投资。曾爱民 (2011) 认为融资约束大的企业将考虑实行财务柔性政策来弥补资金不足。

在对中国市场的研究中, 我国学者也通过多种方式来避免tobin’s Q误差与股权集中的影响, 如连玉君、程建 (2007) 基于面板VAR构造新指标以避免市场信息非有效性, 证明了融资约束与企业投资-现金流敏感性呈反向相关。韩志丽、杨淑娥、史浩江 (2007) 对民营的企业研究证明了融资约束是导致投资过度或不足的重要因素。

通过对现有文献回顾, 可以发现融资约束对企业投资确实存在影响, 但国内外的学者对其影响机制的研究结果并不一致。在衡量融资约束和投资效率的替代变量或综合指数上, 仍存在较大差异, 希望后续的研究能够找到更好的方法。而就我国而言, 由于存在股权分置改革的市场特殊性, 在运用国外研究成果时需要谨慎地根据我国市场情况进行调整。

摘要：融资约束是不完全市场的产物, 降低了企业融资可能性, 进而影响到企业投资, 其结果最终会体现在宏观经济的发展中。我国正处在市场经济发展转型期, 融资约束对企业投资的影响值得关注。本文通过对融资约束相关理论研究成果的回顾, 希望能够对后续研究提供一些启示。

上市公司融资约束衡量指数构建 篇8

改革开放以来, 我国金融资产总量发展迅速, 但是改革始终由政府主导, 并形成了以银行主导的间接融资模式。目前, 我国资本市场整体规模偏小, 而在信贷市场中由几家大型国有商业银行占主要市场份额, 从而使信贷资金的分配容易受到非市场因素的影响。 金融业的改革仍然滞后于经济发展的需要, 金融发展水平总体还欠发达。

可行的投资项目是企业继续发展的关键, 但是投资是否能够筹集到足够的资金, 则在很大程度上取决于企业融资能力的强弱。如果企业在满足其自身发展的资金需求方面面临着困难, 就会引起融资约束的问题。所谓融资约束, 是指由于企业外部融资成本过高或无法得到外部融资, 企业放弃投资, 导致投资不足;企业所放弃的投资, 在有足够的内部资金条件下是不会发生的 (Kaplan and Zingales, 1997) 。

衡量企业融资约束程度具有深刻的意义。 在已有的研究中, 国外学者较少涉及我国的具体情况, 而国内学者对企业的融资约束的实证研究有些取得了一些成果, 但是目前还处于起步的阶段。企业及时地了解、判断自身的融资约束状况, 对于融资、投资和控制企业风险都有重要的意义。 对于经济管理部门而言, 及时地了解、判断企业的总体融资约束状况, 可为货币政策等宏观经济调控措施的调整提供可靠依据。

二、文献回顾

融资约束的基础理论为信息不对称理论和代理理论。 从现有文献来看, 传统的融资约束的度量指标主要包括两大类, 即单变量指标、多变量指数。 在现代企业的发展过程中, 决定企业兴衰存亡的就是现金流, 最能反映企业本质的也是现金流, 在众多价值评价指标中基于现金流的评价被广泛认同和采用。 根据啄食理论, 在不完善的资本市场中, 当外部融资受到限制或是内部现金流充裕的情况下公司都偏好于使用内部现金流, 因此公司的投资与现金流存在着显著而直接的相关关系; 不同的融资约束程度会形成不同的投资-现金流敏感性。外部债权人、股东对现金流的重视, 也使得公司在进行投资活动时对于现金流的考虑重视程度不断加大, 现金流成为决定公司投资水平的重要因素。进行公司融资约束和投资与现金流的敏感性分析具有重要的现实意义。

综上, 笔者拟结合可直接观测到的指标、投资—现金流敏感度和现金—现金流敏感度, 综合非现金流敏感性方法和现金流敏感度方法, 构建衡量融资约束的指数模型。

三、构建融资约束衡量指数

本文以李焰和张宁 (2008) 、Kaplan和Zingales (1997) 的研究为基础, 结合现金—现金流敏感度和投资—现金流敏感度, 选择我国上市公司样本数据建立用于识别企业融资约束的衡量指数体系, 数据为巨潮资讯网公布的2012年沪深两市A股上市数据。 在选择样本时, 我们剔除了经营状况异常的ST公司、PT类公司以及金融类公司, 得到总样本300个。

(一) 对样本进行预分类。 虽然用分红率作为分类指标存在争议, 但是由于没有更好的指标, 所以本文仍然采用分红率作为预分类指标。

在理论上, 由于资本市场的不完善, 内外部融资成本存在差异, 外部融资成本明显高于内部融资成本。 要是公司有足够多的内部资金, 为了获得利好的信息会倾向于只保留满足投资需要的资本, 支付较高的股利;但若是公司本身内部资金不足, 那么肯定不会支付较高的股利而倾向于低股利政策或不分红。 在现实中, 大量研究证明, 我国企业上市的主要动机是融资, 以融资为目的的上市公司不会放弃任何可以增发或者配股等继续融资的机会。 由于我国证监会出台强制性红利分配政策, 凡是具有强烈融资动机的上市公司会尽可能分红以获得继续融资的机会, 所以分红率可以在一定程度上判断企业是否存在融资约束。

我们以分红率作为预分类标准, 按2010-2012年三年平均分红率从低到高分布情况, 将样本分为有融资约束企业 (FC) 、很可能融资约束企业 (PFC1) 、可能有融资约束企业 (PFC2) 和无融资约束企业 (NFC) 四个组。 三年均未分红且分红率从低到高排列的前百分之二十五的公司为有融资约束的公司, 依此类推, 三年均分红且分红率位于最后百分之二十五的为无融资约束公司。 其中, 有融资约束企业 (FC) 83家、很可能融资约束企业 (PFC1) 75家、可能有融资约束企业 (PFC2) 72家、无融资约束企业 (NFC) 70家。

(二) 构建模型。 在选择识别融资约束的财务指标时, 我们以李焰和张宁 (2008) 的模型为基础, 使用公司投资现金流和财务政策两类指标。 投资现金流指标包括公司投资净额、存货增长率等指标;财务政策类指标包括权益负债率、 利息保障倍数、货币资金存量、年红利分配额、股利支付率等指标。另外, 我们还选择投资—现金流敏感度和现金—现金流敏感度这两个指标 (见表1) 。

在构建模型时, 根据融资约束程度的含义, 辨明各项指标与融资约束的关系, 以确定其正负号。其中现金净流量和各项投资类指标随着融资约束程度的增强而降低, 呈反向的关系; 财务类指标中只有产权比随着融资约束程度的增强而上升, 呈正向关系。投资—现金流敏感度和现金—现金流敏感度与融资约束程度呈正向关系。 按照融资约束衡量指数模型, 最终数值越高说明融资约束程度越低。我们将产权率、 投资—现金流敏感度和现金—现金流敏感度赋予负号, 其余均为正号。

通过对FC、PFC1、PFC2和NFC四组样本企业的相关财务数据, 计算得到度量融资约束财务指标的描述性统计特征 (见表2) 。

为用一数值来度量融资约束水平, 需要根据各项财务指标的相对作用程度确定各自权重。权重计算公式为:权重i=权重因子i/∑权重因子i, 其中权重因子=指标均值/标准差。 计算得到的各项权重见表3。

根据度量融资约束水平的各财务指标权重, 得到上市公司融资约束衡量指数模型:

其中, Q代表融资约束水平, 该值越高说明融资约束程度越低, 该值越低说明融资约束程度越高。

将2012年度的FC、PFC1、PFC2和NFC四组样本数据分别代入该模型, 得到各组样本的Q值的平均值 (见下页表4) 。各组样本指标评分的均值呈现出明显的差异性, 说明所选用的指标能够较为显著地区分出四组样本的融资约束水平。 各组的融资约束水平衡量的区间指标见表5。用2010年和2011年的数据得到类似的结果 (结果数据略) 。

四、结论

综上, 本文按照2010-2012年三年平均分红率高低进行预分类, 结合直观简单的财务指标和现金—现金流敏感度、投资—现金流敏感度, 建立了融资约束衡量指数体系和区间程度。 当Q均值小于-0.0700时为有融资约束;在-0.0700与0.2695之间时为很可能有融资约束;在0.2695与0.9028之间时为可能有融资约束;当Q均值大于0.9028时为无融资约束。 这项研究成果为衡量企业融资约束提供了可用的基本方法, 有助于推动企业投融资及相关的研究。

该指数体系是基于大样本统计的结论, 是从统计学意义上反映某个企业融资约束状态, 因此, 难于应用到某个具体企业。 对单个企业的融资约束情况的判别还有待研究。

摘要：本文在总结国内外学者关于上市公司融资约束问题的探讨的基础上, 通过对融资约束概念的论述以及我国融资约束现状的分析, 以2012年沪深两市A股数据为样本, 按2010年至2012年三年平均分红率高低情况对样本做预分类, 构建了融资约束衡量指数, 实证研究表明, 该指数能够有效区分上市公司存在的融资约束高低程度。该研究为识别我国企业融资约束情况提供了可参考的方法, 丰富了学术界在企业融资约束方面的研究。

关键词：融资约束,分红率,投资-现金流敏感性

参考文献

[1] .Kaplan, S.N.and L.Zingales.Do Investment-Cash Flow Sensitivities Provide Useful Measures of Financing Constraints?[J].The Quarterly Journal of Economics, 1997, 112 (1) :169-215.

融资约束、对价方式与并购溢价 篇9

并购对价方式是企业完成并购交易的支付手段,主要包括现金、股票或二者组合等。作为并购交易的最后环节,对价方式的选择受诸多因素的影响。以往大多数关于对价方式的研究均假设公司不受融资约束,能够根据需求选择符合自身利益最大化的融资工具与对价方式。而事实上,信息不对称和代理问题使得融资约束普遍存在,影响着公司并购对价方式的选择。关于融资约束对并购对价方式选择的影响,国内外学者以不同的标准度量公司的融资约束程度,大多数认为受融资约束公司更倾向于股票对价(Faccio and Masulis,2005;Alshwer et al.,2011;谢继刚和赵立彬,2014;李景林等,2014),但Di Giuli A(2012)研究指出融资约束对并购对价方式的选择并无显著影响,国内学者杨志海和赵立彬(2012)的研究则表明融资约束程度的提高增加了公司采用现金对价的可能性。那么,融资约束倒底如何影响并购对价方式的选择?这是本文要研究的首要问题。

对价方式的选择不仅涉及到公司的财务风险、控制权转移以及资本结构的变化(谷留锋,2011),还传递着公司价值以及协同效应等方面的信息。从信号传递、投资机会和风险分担等角度,国内外学者着重研究了不同对价方式对收购公司并购绩效的影响,包括股价变化的市场反应(Travlos,1987;李景林等,2014)和财务指标测度的绩效变化(杨志海和赵立彬,2012),为并购对价方式选择提供了丰富的理论分析与经验证据。然而对价方式选择对并购溢价影响的研究相对较少。现实中收购公司为收购标的所支付的对价往往要高于标的本身的价值,即形成并购溢价。如果说并购绩效反映为收购方股东创造的价值,并购溢价则反映为目标公司股东所带来的收益。在并购谈判中,目标公司股东针对不同的对价方式会通过调整对价来维护自身的权益。Eckbo和Langohr(1989)认为目标方股东接受现金对价需要立即支付资本利得税,而股票对价可以推迟到股票转让时才纳税,因此相比于股票对价,现金对价目标公司股东会要求较高的并购溢价。而我国学者葛伟杰等(2014)从行为理论和流动性角度分析并验证了接受股票对价的目标公司股东会要求较高的并购溢价。本文拟从目标公司股东的角度,基于择机发行和风险分担等角度,研究不同对价方式对并购溢价的影响,并进一步考察融资约束对并购对价方式与并购溢价关系的影响。

在并购实践中,收购方以何种方式完成对价支付,支付多少,直接决定着最终交易的成败。本文将融资约束、对价方式与并购溢价纳入同一研究框架中,不仅能够考察融资约束对公司财务政策的影响,而且还能基于信号的传导机制为对价方式与并购溢价的关系提供经验证据,从而为上市公司更好地选择对价方式、合理进行收益分配提供分析框架。

二、理论分析与研究假设

(一)融资约束与并购对价方式:现金持有的预防动机与现金使用的机会成本

根据市场时机理论和控制权威胁理论,早期学者研究认为,当收购公司股价被市场高估时管理层并购中倾向于选择股票对价,而为防止收购后控制权被稀释影响个人财富,通常采用现金对价(Shleifer and Vishny,2003;Martin,1996)。无论从择机发行还是控制权角度,已有的研究均假设公司能够根据自身需要选择利益最大化的对价方式,即融资不受约束。但实际上,由于资本市场的不完善,信息不对称带来的交易成本和两权分离产生的代理问题使得外部融资成本高于内部融资成本,昂贵的外部融资成本制约了公司灵活应对各项环境变化的能力,公司需要储备足够的现金维持较高的流动性以减少未来不确定性带来的风险。因此,从现金持有的预防性动机出发,受到融资约束的公司为了留存现金、降低财务风险,并购中倾向于股票对价。从现金使用的机会成本角度考虑,融资约束的公司如果使用现金对价则没有富余现金投资于更多有价值的项目,为了支持并购活动,公司不得不放弃一些净现值显著为正的投资活动,这说明融资约束公司采用现金支付的机会成本较高,且未来投资机会越多、机会成本越大。正如Alshwer et al.(2011)基于美国并购市场的研究发现,存在融资约束的收购公司倾向于采用股票对价,而且投资机会越大,使用股票对价的可能性越大。我国学者葛伟杰等(2014)也指出,尽管收购方在并购前会出于预防性动机考虑持有更多的现金,但是受未来投资机会影响收购方会选择股票支付维持资金的流动性,并且收购公司的成长性越好,这种选择的倾向会越明显。因此,基于现金持有的预防动机和现金使用的机会成本考虑,本文提出以下假设:

假设1:存在融资约束的公司更倾向于选择股票对价方式。

(二)对价方式与并购溢价:择机发行与风险分担

由于并购双方的信息不对称,收购方无法完全获得目标公司的全部信息,在并购对价中往往支付高于真实价值的价格,即形成并购溢价。如果收购方认为目标公司经营绩效差是源于经营管理不善或者企业资源缺乏等导致的,并且收购方有信心认为通过并购能够对目标方加强管理以显著提升其绩效,即并购双方存在着利益协同效应,那么预期协同收益越高,收购方支付并购溢价的意愿则越强烈,因此,协同效应的追求会提升并购溢价。根据价值低估理论,如果收购方认为目标公司的市场价值被低估了,则收购方可以通过并购有效利用目标公司被市场低估的那部分价值为公司获利,从而愿意支付较高的溢价。可见,并购溢价已成为资本市场的常态,因此本文提出以下假设:

假设2:在我国并购市场上,并购溢价普遍存在。

根据信号传递理论,不同对价方式的选择向市场传递着不同的信号。如果收购方的股票价值被市场高估,并购中会倾向于采用股票对价完成交易,反之则调整为现金对价。在信号传递的作用下,目标公司有理由相信使用股票对价的收购公司,其股票的市场价值被高估,因此目标公司股东会要求相对较高的并购溢价来弥补不能得到满足的现金偏好以及同等价值的标的换取更少股份所带来的损失。从风险分担的角度看,采用股票对价使目标公司的股东通过换股交易成为收购公司股东,在收益转移的同时也实现了风险分担,即并购双方未来重组与整合的收益充满变数,一旦无法实现预期收益,其股东也面临着所持股票股价下跌的风险,因此,接受股票对价的目标公司股东通常会要求一个较高的溢价。而现金作为一种买断式的对价方式,则不存在这一风险,并且具有较高的流动性。另一方面,倘若目标公司的股东接受股票对价,表明目标公司股东对其自身发展前景持积极态度,有信心通过并购能够提升公司绩效,从侧面也说明了并购风险系数较低,收购方也愿意支付相对较高的溢价。因此,本文提出以下假设:

假设3:相比于现金对价,股票对价的收购方会支付更高的溢价。

(三)融资约束对对价方式与并购溢价关系的影响

Jensen(1986)的自由现金流理论认为,公司拥有较多自由现金流能够增加管理层可控制的资源,管理层可能为构建“商业帝国”而发动无效率的并购,产生代理问题。融资约束在一定程度上能够约束管理层滥用自由现金流,缓解代理问题,减少过度投资,成为公司治理的替代机制。同时对于融资约束的公司,为防止外部融资成本较高而导致日后投资不足,管理层在使用现金对价时会更加谨慎,避免过多地支付对价;而当管理层选择股票对价时,目标公司的股东会基于流动性和融资约束可能导致投资不足的风险,以及择机发行等方面的考虑而要求相对较高的并购溢价,因此,对于融资约束的公司,相比于现金对价,股票对价增加了并购溢价支付的可能性。对于非融资约束的公司,由于管理层拥有大量的自由现金流,且现金使用成本较低,在并购交易中容易支付较高的对价,而在现金充裕下倘若采用股票对价,目标公司股东更加有理由相信收购公司的股价被市场高估,也会倾向于要求更高的溢价。因此,在非融资约束的公司不同对价方式选择对并购溢价的影响可能并无明显的差异,鉴于此,本文提出以下假设:

假设4:相对于非融资约束的公司,存在融资约束收购公司的股票对价比现金对价具有更显著的并购溢价。

三、研究设计

(一)样本选取与数据来源

鉴于2008年起我国证监会才对股票作为重要的对价方式在政策与制度方面予以落实和保障,因此本文选取了首次公告日在2008—2014年间我国沪深A股市场并购双方均为上市公司的并购事件作为研究对象。选择双方均为上市公司的并购事件不仅能够获得更多可观测指标,也使本研究更贴近资本市场,将以买壳上市为动机的并购摒除在外。样本数据主要来源于CSMAR“中国上市公司并购重组研究数据库”,部分财务数据来自Wind数据库。样本的筛选过程如下:(1)根据CSMAR并购重组数据库的并购重组类型,将并购研究类型界定在资产收购、股权转让与吸收合并三类,不包括资产剥离、债务重组等样本;(2)剔除ST类的收购公司;(3)剔除金融、保险类公司主导的并购;(4)仅研究完全以现金或股票为对价方式的并购事件,剔除债券、承担债务以及混合对价的并购样本;(5)剔除并购相关数据以及财务数据缺失、出现极端异常值的并购事件。

此外,本文将事件ID不同、但是公告日相同且由同一个主并公司发起的、目标公司以及控制权是否转移等信息一致的并购合并为一起并购事件。最后通过筛选得到422个有效的并购事件样本。其中,现金对价样本为344个,占比81.52%;股票对价样本78个,占比18.48%。可见,股权分置改革的完成为并购交易中股票对价的选择创造了条件,但由于我国资本市场还没有达到法玛所提出的“有效市场”状态,现金对价仍是我国并购市场所采用的主要方式。

(二)模型构建与变量界定

1. 模型构建。

鉴于并购对价方式为二值虚拟变量,本文采用Logit回归分析方法检验假设1融资约束对并购对价方式的影响,建立模型1:

式中,α0代表截距项,αi代表解释变量和控制变量的系数,ε代表模型的随机干扰项。

根据前述并购溢价影响因素的理论分析,本文建立多元线性回归模型2,采用OLS检验对价方式对并购溢价的影响(假设3)。在全样本回归分析的基础上,进一步将样本划分为融资约束组与非融资约束组分别进行回归估计,以检验融资约束程度不同的收购公司对价方式选择对并购溢价的影响是否存在显著差异(假设4)。

式中,β0代表截距项,βi代表解释变量和控制变量的系数,μ代表模型的随机干扰项。

2. 变量界定。

(1)并购对价方式(Payment)。模型1中被解释变量为并购对价方式,用以测度收购公司不同对价方式选择的可能性。如果并购交易中收购公司选择股票对价,取值为1,否则取值为0。

(2)并购溢价(Premium)。模型2中被解释变量为并购溢价,其度量方法国外学者较多地使用每股交易价格减去目标方首次公告日前8周的股票基准价格(Eckb and Langohr,1989)。然而,我国并购市场中目标公司大多数为非上市公司,缺乏活跃的股票价格,因此国内学者大多采用并购交易价格与目标公司净资产账面价值的差额来衡量并购溢价(黄本多、干胜道,2009;程敏,2009;等)。为了研究结论的可比性,本文也采用目标公司净资产账面价值作为计算并购溢价的基础。

(3)融资约束(FC)的度量。模型1中解释变量融资约束的度量目前主要有单一指标判别法和综合指数构建法两种。前者主要采用诸如公司规模、股利支付率、利息保障倍数等单一指标,根据其取值的高低判别融资约束程度的高低。该方法存在一定的片面性,因此不少学者提出通过多指标构建融资约束指数来综合判别,如KZ指数、WW指数和SA指数等。但是考虑到这些指数的构建是以西方资本市场数据为基础,我国学者况学文(2010)从我国资本市场实际情况出发,选择资产负债率(LEV)、净运营资本(NWC)、净资产收益率(ROE)、股票市场价值/账面价值比(M/B)以及股利支付率(DIV)等指标构建了相应的融资约束指数(LFC),其计算公式为:

葛伟杰等(2014)沿用了这一指数,李井林等(2014)也采用同样的方法构建了融资约束指数,因此,本文拟采用LFC指数衡量融资约束并对样本公司进行划分,将计算出的LFC从高到低进行排序,高于均值的归为融资约束类,取值为1,低于均值的归为非融资约束类,取值为0。

在模型1和模型2的实证检验中还控制了其他变量,具体定义如表1所示。

四、实证检验与分析

(一)融资约束对并购对价方式选择影响的检验

1.单变量分析。为考察股票与现金两种不同对价方式下相关变量是否存在显著差异,本文首先进行了两独立样本均值T检验和Mann-Whitney U检验,如下页表2所示。从表2可以看出,除投资机会(Investment)、第一大股东持股比例(Top)和公司规模(Size)之外,其他变量的组间差异均在1%的置信水平上显著。与现金对价相比,股票对价样本的融资约束程度相对较高,说明受融资约束的公司并购中更倾向于选择股票对价,假设1得到初步验证。控制变量中,现金对价样本与股票对价样本相对交易规模(Price)均值差异为0.338,中位数差异为0.014,这可能是因为收购价格越高,收购公司可能会搜集更多关于目标公司的信息,降低信息不对称程度而采用现金对价。股权收购比例(Percent)组间差异较大,表明股权收购比例越高越有可能选择股票对价。反映控股股东与中小股东代理问题的关联交易(Related)的组间差异表明关联并购更容易选择股票对价。

2.Logit回归分析。由于被解释变量对价方式是二值虚拟变量,因此本文选择Logit回归方法,先后将解释变量和控制变量分别纳入模型1进行回归分析,结果如表3所示。

表3中(1)列在不考虑控制变量的情况下,融资约束(FC)对并购对价方式(Payment)的影响在1%的置信水平上显著为正。加入相关控制变量后,模型的拟合优度提高,且(2)列中融资约束的回归系数仍在10%的置信水平上显著为正,表明与非融资约束公司相比,融资约束的公司更倾向于选择股票对价方式,假设1得到证实,与Alshewer et al.(2011)所指出的现金持有预防性动机和使用现金的机会成本假设相一致。因此,有理由认为收购公司融资约束程度越高,使用现金的机会成本就越高,越倾向于留存现金以降低未来不确定性带来的风险,缓解投资不足。这也说明融资约束下并购对价方式的选择并不遵循优序融资理论。

控制变量中,第一大股东持股比例(Top)与对价方式选择在10%水平上显著负相关,说明大股东持股比例越高,越倾向于选择现金对价,与控制权威胁理论不一致。这可能主要是样本中大股东持股比例的均值与中位数均在36%左右,持股比例在20%—60%的样本数占比近80%,根据Swieringa和Schauten(2008)、苏文兵等(2009)的研究,当大股东持股比例处于中间水平(20%—60%或30%—60%)时,控制权动机对现金对价的激励最强,现金支付的可能性最大。股权收购比例(Percent)的回归系数显著为正,股权收购比例越大意味着买方支出价值高,从节约现金流的角度考虑公司会选择股票对价而非现金对价。反映信息不对称的公司规模(Size)和相对交易规模(Price)均与对价方式显著负相关,说明规模越大,收购公司获取信息的能力和谈判能力越强,降低了信息不对称程度,愿意以现金完成对价,反之,如果并购双方信息不对称程度越高,收购公司越有可能选择股票对价以分担由于信息不对称而导致的风险。关联交易(Related)与对价方式在1%的水平上显著正相关,说明关联并购更偏好于股票对价,在关联并购中控股股东更可能“支持”目标公司,而非“掏空”,因为目标公司股东接受股票对价通过换股成为收购方股东,能继续参与目标公司的经营管理与收益分享。模型中未来投资机会(Investment)与对价方式选择正相关,但却未通过显著性检验。

(二)对价方式对并购溢价影响的检验

1. 并购溢价的普遍性及组间差异检验。

表4是样本总体以及不同对价方式分组的并购溢价描述性统计。从4表中看出,422个样本公司的并购溢价率均值可以为202.60%,其中溢价率最小的为-98.6%,溢价率最高的达到2 219%,标准差为340.60%,溢价率高低相差较悬殊。进一步分析发现,并购溢价率小于0的样本量占总样本量不到11%,即近90%的公司会发生并购溢价,其中,溢价超100%的样本近50%,说明我国并购市场上并购溢价普遍存在,且溢价率较高,假设2得到证实。

表4还针对两种不同对价方式的并购溢价水平分别进行了均值差异T检验与中位数差异的Mann-Whitney U检验。从中位数对比可看出,股票对价的溢价率为158%,显著高于现金对价的58.8%,中位数差异接近100%,且在1%的水平上显著。从均值比较看,并购溢价率相对更高,股票对价的并购溢价率均值为268.1%,显著高于现金对价的187.7%,均值差异为80.4%,假设3得到初步证实。

2. 对价方式对并购溢价影响的多元回归分析。

下页表5是根据模型2检验对价方式对并购溢价影响的回归分析结果。(1)和(2)两列是针对样本总体的分析,从中可以看出,单独考虑对价方式对并购溢价的影响系数为0.804,在10%的水平上显著。引入相关控制变量后,模型的拟合优度提高,对价方式对并购溢价的正向影响更加显著(1%),表明股票对价的收购方会支付更高的并购溢价,进一步证实了假设3。该结论与葛伟杰等(2014)基于我国2008—2011年沪深A股市场上市公司并购事件的研究结论一致,但与国外的研究不同。Betton et al.(2008)基于美国的样本、Bruslerie(2013)基于欧洲的样本的研究均发现现金对价的溢价水平要高于股票对价。

此外,公司规模(Size)与并购溢价在5%的水平上负相关,说明收购公司规模越大,其市场影响力相对更大,在并购交易中获取目标公司信息的能力和议价能力就越强,因此规模大的公司具有优势压低交易价格,避免过度支付从而降低并购成本。股权收购比例与并购溢价在10%水平上正相关,即股权收购比例越大并购溢价越高,说明股权收购比例越大,目标公司越有可能发生控制权转移,并购溢价正是对目标公司原有股东丧失控制权价值的一种补偿。Related的系数显著为负(1%),即关联并购的并购溢价低,一方面进一步证实了关联并购中控股股东更可能“支持”目标公司,而非“掏空”;另一方面,并购双方属于相互关联的上市公司,信息不对称程度相对较低,可以根据目标公司的真实价值决定交易价格而避免支付过高的溢价,因此关联交易条件下发生的并购溢价率相对更低。

(三)融资约束与对价方式对并购溢价交互影响的检验

前文已证实对价方式的选择影响并购溢价,而对价方式的选择又受收购公司融资约束程度的影响,因此,进一步考察融资约束对并购对价方式与并购溢价关系的影响。将样本分为融资约束与非融资约束两组,考虑其他控制变量响后,检验不同组对价方式对并购溢价的影响结果如表5中(3)和(4)两列所示。从中可以看出,融资约束样本组中,相对于现金对价的并购溢价,股票对价的并购溢价要高出143.3%(全样本组为125%),并且其差异在5%的置信水平上统计显著,表明股票对价比现金对价具有更高的并购溢价在融资约束的公司更显著;而对于非融资约束样本组,相比于现金对价的并购溢价,股票对价的并购溢价高出125.6%,但其差异并不具有统计显著性,这可能因为自由现金流代理问题和市场时机理论等的交互影响使得对价方式与并购溢价之间的关系更加复杂,无明显的作用关系。由此验证了假设4,与非融资约束公司相比,存在融资约束收购公司的股票对价比现金对价具有更显著的并购溢价。有理由认为融资约束确实能够在一定程度上作为公司治理的替代机制,有效地缓解代理问题,降低现金对价的并购溢价,从而降低代理成本。

五、研究结论与启示

本文以2008—2014年我国沪深A股市场并购双方均为上市公司的并购事件为研究对象,实证检验了融资约束程度对收购公司对价方式选择的影响、不同对价方式选择对并购溢价的影响,以及收购公司面临的融资约束程度如何影响对价方式与并购溢价之间的关系。研究结果表明,相比于非融资约束公司,存在融资约束的收购公司在并购交易中更倾向于选择股票对价,与现金持有的预防动机假说和现金使用的机会成本假说相一致,也表明存在融资约束的收购公司在选择对价方式时,并不遵循优序融资理论。我国并购溢价普遍存在,且溢价率较高。与现金对价相比,股票对价的收购方支付了更高的并购溢价,可见基于股票对价的择机发行与风险分担的考虑,目标方股东会要求更高的并购溢价作为补偿。进一步研究发现,股票对价比现金对价具有更高并购溢价的现象仅在融资约束的收购公司成立,而对于非融资约束的收购公司并不显著。说明融资约束加剧了股票对价的溢价支付,也从侧面反映了融资约束在一定程度上能够成为公司治理的替代机制,降低现金对价的溢价支付,抑制过度投资。