時間：2023-05-30 10:00:23
開篇：寫作不僅是一種記錄，更是一種創造，它讓我們能夠捕捉那些稍縱即逝的靈感，將它們永久地定格在紙上。下面是小編精心整理的12篇投資融資，希望這些內容能成為您創作過程中的良師益友，陪伴您不斷探索和進步。
地址：_________
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乙方：_________
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傳真：_________
甲方接受乙方委托，為乙方項目進行融資與引進風險投資操作的過程中提供顧問服務，甲、乙雙方本著平等自愿、互惠互利的原則簽訂本協議，具體條款如下：
一、甲方顧問服務內容
1.為乙方尋找對乙方項目有融資與風險投資意向的投資方;
2.對乙方項目進行初步論證，并從專業角度進行完善，使之更具有專業性;
3.對乙方項目進行整理、包裝，使之更符合投資方的要求;
4.針對乙方項目與投資方進行前期的溝通與交流;
5.根據乙方項目具體情況，為乙方制定詳細的融資方案與談判方案;
6.陪同乙方與投資方進行談判，協助乙方回答投資方的問題，滿足投資方的要求，同時維護乙方的相關權益，促使投資方與乙方盡快達成合作意向;
7.為乙方準備融資過程中必要的相關文件材料(需另外收費的除外)。
二、乙方項目相關內容
1.乙方的項目內容為：_________
2.乙方的項目總融資為：_________
3.乙方的項目負責人為：_________
三、甲方責任
1.站在乙方的立場，為乙方解決在項目融資過程中遇到的一系列難題;
2.積極的對乙方項目進行運作，以盡快獲得投資方的認可;
3.保證按照顧問服務相關內容向乙方提供優質服務;
4.保證對所有知曉的涉及乙方自身商業機密的文件、資料、數據、計劃、商業意向等不得向第三方公開(乙方有要求的除外);
5.相應的法律、法規要求或國家相關政府部門需要甲方提供乙方或乙方項目相關內容的情況下，甲方不承擔任何責任。
四、乙方責任
1.向甲方提供項目相關文件材料(具體內容見材料清單);
2.保證向甲方所提供的相關文件材料真實、合法及有效，并承擔因此而產生的相關責任;
3.在甲方對乙方的項目進行前期運作的過程中，應給予甲方積極的配合;
4.對項目的真實性與可行性負責，并確保項目所需相關手續完全合法;
5.不得在甲方不知情的情況下與甲方所推薦的投資方進行任何形式的協調與談判;
6.在甲方工作完成，并促使乙方與投資方達成合作意向的情況下，乙方應積極履行本協議中的相關條款。
五、融資與引進風險投資顧問費用
1.甲方為乙方提供融資與引進風險投資顧問服務，乙方應向甲方支付的融資與引進風險投資顧問費用為融資總額的3%;
2.乙方應在對投資方達成合作意向后的三個銀行工作日內向甲方支付此融資費用;
3.乙方支付給甲方相關顧問費用的方式為：現金、支票、匯款、轉帳。
六、協議的解除與終止
1.如乙方未能按照本協議內容支付相關顧問費用，甲方有權利單方面終止本協議，對此所造成的任何結果不承擔任何相關責任。
2.如果乙方與投資方談判破裂，而未能達成合作意向，雙方協議關系結束，均不承擔任何責任。
3.乙方與投資方達成合作意向，并向甲方履行完畢相關顧問費用的支付，本協議終止。
七、不可抗力
1.在協議履行期間，一方或雙方由于不可抗力原因導致不能履行或不能完全履行本合同的，不承擔責任，但遇到不可抗力的一方或雙方應于不可抗力發生后7個銀行工作日內，以書面的形式或法律規定的方式將情況告知對方，并提供有關證明。
2.不可抗力原因消失后，一方或雙方應當繼續旅行本合同。
八、爭議解決與適用法律
1.凡因履行本合同所發生的一切爭議，雙方應協商解決，協商不成的，應提交_________仲裁委員會進行仲裁，仲裁裁決是終局的，對雙方都具有約束力。
2.本協議的訂立、執行和解釋及爭議的解決均應適用中國法律。
九、其他
1.本協議的補充協議、附件、說明、解釋與本協議具有同等的法律效力。協議本身及其附件的修改、補充等未盡事宜，必須經甲乙雙方協商一致，并簽署書面協議。
2.如果本協議中的任何條款無論因何種原因完全或部分無效或不具有執行力，或違反任何相關的法律，則該條款被視為刪除，但本協議的其余條款仍應有效并且有約束力。
3.本協議一式兩份，雙方各執一份。
4.補充內容_________。
甲方(蓋章)：_________
乙方(蓋章)：_________
代表(簽字)：_________
代表(簽字)：_________
[關鍵詞]融資約束；現金持有；對沖效應
[中圖分類號] DF468［文獻標識碼］ A
[文章編號] 1673－0461（2009）03－0077－06
基金項目：國家軟科學項目《我國上市公司現金持有行為研究》（2006GXQ3D170）與石河子大學自然科學與技術創新項目《治理環境、政府控制與公司持有現金》（ZRKX2008018）的階段性成果。
如果資本市場是完美的，企業的投資決策不受其融資方式的影響，然而，完美的資本市場很難實現，加上公司中成本的存在，企業的外部融資成本將會大于內部融資的成本（Myers and Majluf，1984）[1]，當嚴重的信息不對稱與問題阻礙企業取得外部融資，而內部融資又有限時，企業不得不放棄一些有價值的投資機會而發生融資約束,這時企業的內部資金對企業的投資非常重要。企業持有現金可以避免高昂的外部融資成本，從而可以增強企業抵御外部融資約束的能力（Arslan et al，2006）[2]，企業持有現金的這種對沖（hedging）效應可以降低投資──現金流敏感性。因此，與非融資約束公司相比，融資約束公司更需要持有較多的現金以降低未來內部資金不足而導致的投資不足風險。
國內一些學者結合我國特定的制度環境對我國上市公司的投資現金流敏感性問題進行了研究，但現有文獻還未結合公司持有現金研究投資與現金流的敏感性，也未對我國上市公司持有現金是否對融資約束公司起到對沖作用進行檢驗。本文的目就在于從我國各地區市場化進程和公司最終控制人性質的制度背景出發，在研究我國上市公司投資現金流敏感性的基礎上，進一步檢驗上市公司持有現金所起的對沖效應。
一、文獻回顧
在資本市場完美假設下，公司的各種融資方式可以完全替代，投資行為與融資方式無關。然而，Myers and Majluf（1984）認為[1]，資本市場中的信息不對稱將導致部分公司面臨融資約束，從而致使投資支出對現金流的變動非常敏感。Fazzari et al.（1988）以股利支付率作為衡量融資約束的變量[3]，開創性地提出融資約束嚴重的企業更依賴于內部現金進行投資的觀點。然而，Kaplan and Zingales（1997）運用Fazzari et al（1988）的低股利支付子樣本研究得出了相反的觀點[4]，他們發現在低股利支付樣本中，融資約束最低的公司的投資現金流敏感性更高。Cleary（1999）以Altman Z值判斷公司的融資約束程度研究發現，非融資約束公司的投資現金流敏感性更高[5]。Kadapakkam et al（1998）以企業規模為反映融資約束的變量[6]，以OECD六國的公司為樣本實證研究發現，大規模企業的投資現金流敏感性大于小規模企業，進一步支持了Kaplan and Zingales（1997）的觀點。Moyen（2004）通過建立公司是否取得外部融資的非融資約束與融資約束兩個模型對Fazzari et al.（1988）與Kaplan and Zingales（1997）的觀點了進行了驗證[7]，當用低股利政策衡量融資約束時，低股利政策公司的投資現金流敏感性更高，支持了 Fazzari et al.（1988）的觀點，而用Cleary（1999）的Z指數衡量融資約束時，融資約束公司的投資現金流敏感性更低，又與 Kaplan and Zingales的結論一致。Allayannis and Mozumdar（2004）認為Kaplan and Zingales（1997），Cleary（1999）的研究結論主要受現金流為負的財務困境公司的影響[8]，另外，Kaplan and Zingales（1997）較少的樣本觀測值對結果也有影響，Allayannis and Mozumdar（2004）在剔除了現金流為負的樣本后，研究發現融資約束程度高的公司的投資現金流敏感性更高，總體結論與Fazzari et al （1988）等的觀點相一致。
當公司存在融資約束時就會通過持有更多的現金，以增強抵御外部融資約束的能力。Miller and Orr（1966）討論了流動性不足導致的非效率投資[9]，Vogel and Maddala（1967）運用外部融資的交易成本解釋了公司持有現金的動機[10]。Kim et al.（1998）[11]，Opler et al（1999）[12]運用權衡模型分析了企業的最優現金持有量水平，Kim et al（1998）以美國制造企業為樣本，研究發現，外部融資成本較高，盈余波動大，以及資產回報低的公司持有較高的現金。Opler et al（1999）以美國上市公司為樣本研究發現，企業存在最優的現金持有余額，成長機會和現金流量的變動性與企業的現金持有量正相關，企業規模和信用等級與現金持有量負相關。Mikkelson and Partch（2003）研究發現[13]，企業持有高額現金是支持企業成長，減少企業外部融資的成本，企業持續的高額現金持有政策并沒導致較低的業績，也沒反映出經營者與股東利益的沖突。Almeida et al（2004）以美國制造企業為樣本[14]，將樣本分為融資約束型公司與非約束性公司，分析了現金持有量對現金流量的敏感性差異，以及企業的財務狀況對它的影響程度。他們研究發現，與非融資約束型公司相比，融資約束型公司從實現的現金流入量中儲備的現金更多，而且融資約束型公司在經濟蕭條時儲備更多的現金。Arslan et al（2006）以現金持有量作用為融資約束與非約束的分組變量研究發現[2]，融資約束公司的投資現金流敏感性更高，而且，公司持有較高現金因增加公司實施獲利性投資項目的能力而起到了有價值的對沖效應，尤其是在企業周期的蕭條階段這種對沖效應更顯著。
二、理論分析與研究假說
發達的金融制度與市場對企業以較低的成本取得投資所需的資金至關重要，金融市場的發展與投資現金流敏感負相關，金融市場發達的國家，企業對內部資金的依賴程度較輕。Islam and Mozumdar（2007）以來自31個國家的公司為樣本實證研究發現[15]，金融市場的發展與內部資金的重要性負相關，公司投資與現金流在金融市場不發達國家敏感性更強。Agca and Mozumdar（2008）研究資本市場的不完善性對投資現金流敏感性的影響發現[16]，投資現金流敏感性隨著提高資本市場完善性因素的增加而降低。我國的資本市場是一個發展處于轉型時期的新興市場，市場化進程已經取得了舉世公認的成功，但是，我國的市場化進程在地區間不平衡。樊綱等人（2007）從政府與市場的關系、非國有經濟的發展、產品市場的發育、要素市場的發育、市場中介組織發育和法律制度環境等五個方面對中國各個省級行政區域的市場化程度進行比較分析[17]，指出由于資源稟賦、地理位置以及國家政策的不同，各地區的市場化程度存在較大的差異。企業融資約束是與一國（或地區）的市場化進程顯著相關的，發達的市場化進程不僅能為企業提供充足的外部資金，而且通過減少信息不對稱，使企業更容易值得外部融資。與市場化進程程度高的地區相比，市場化進程低的地區的公司,其融資機會較少或外部融資成本較高而遭受的融資約束較重。此外，我國的證券市場脫胎于轉軌經濟，上市公司大部分由國有企業改制而來，國有股權在上市公司中占居很大比例。政府的動機與上市公司的國有產權性質將對上市公司的融資行為產生重要影響，我國的資本市場作為一種政策性市場的特征仍然較強，國有企業投資受到政府的非市場性融資安排,銀行債務約束軟弱,而非國有控股公司融資則面臨著所有制歧視，外部融資條件更苛刻。孫 錚等人（2006）通過實證檢驗所有權性質對會計信息債務契約有用性的影響發現[18]，公有企業的會計信息在債務契約中的作用要低于私有企業，公有企業較低的會計信息債務契約有用性主要源于政府仍然在許多資源配置中傾向于國有企業，從而為國有企業的貸款提供了一種隱性擔保。江偉和李斌（2006）研究發現[19]，相對民營上市公司，國有上市公司能獲得更多的長期債務融資，在政府干預程度比較低的地區及金融發展水平比較高的地區，國有銀行對不同性質公司的差別貸款行為有所減弱。Allen et al（2005）研究發現[20]，我國銀行信貸占GDP的比重為1.11，高于其他法系國家的平均數0.73，然而，如果只考慮發放給私營部門的銀行信貸，銀行信貸占GDP的比重降為 0.24，說明我國銀行信貸大部分發放給國有企業與國有上市公司。所以，與非國有控股上市公司相比，國有控股上市公司的融資能力較強，遭受的融資約束較輕。
由于信息不對稱與問題的存在，完美的資本市場很難實現，公司外部融資成本必定高于內部融資成本，公司的現金持有就會影響公司的投資行為。當公司的內部資金有限而外部融資成本又較高時，公司不得不放棄一些獲利性的投資性投資項目而發生融資約束。融資約束公司的投資支出與現金流的敏感性與非融資約束公司相比會更高，公司持有較多現金因能使企業在現金流不足時避免或降低投資不足的發生而具有對沖效應，公司持有現金對融資約束與投資現金流敏感之間的相關性產生顯著影響，投資現金流敏感性隨公司現金持有量的增加而降低。與非融資約束公司相比，公司持有現金的這種對沖效應對融資約束公司的價值更大，因為不易取得外部融資的融資約束公司更可能主要依賴積累的現金持有余額為投資項目融資，相反，支付股利或隸屬于集團公司的非融資約束公司，公司持有現金的對沖效應價值較低（Fazzari et al., 1988[3]）。因此，持有現金不足的融資約束公司，投資支出對其現金流變化的敏感性更顯著，而持有現金充足的公司，其融資約束對投資影響的顯著性降低或不顯著。根據以上分析，本文提出如下兩個假設：
假設1：公司所在的地區市場進程越低，公司的投資現金流敏感性越顯著；與國有控股公司相比，非國有控股公司的投資現金流敏感性更顯著。
假設2：公司持有現金對現金流的波動具有對沖效應，公司所在的地區市場進程越低，公司持有現金的對沖效應越顯著；與國有控股公司相比，非國有控股公司持有現金的對沖效應更顯著。
三、研究設計
（一）樣本選擇與數據來源
本文的研究樣本為2000年～2006年在滬深證券交易所上市的公司（見表1）。在樣本選取的過程中，本文剔除了以下公司：①金融類公司；②ST、PT公司；③同時發行B股或者H股的公司；④所需數據不完備的公司，最后得到6620個樣本觀測值，各年度樣本分布如表1所示。本文使用的市場化指數建立在樊綱等人（2007）編制的各地區市場化進程及其子數據的基礎上[30]，其他各項數據均來源于北京大學中國經濟研究中心開發的色諾芬數據庫和香港理工大學與深圳市國泰安信息技術有限公司聯合開發的《中國上市公司財務數據庫》。
（二）模型設計與變量定義
1.投資模型與融資約束變量設計
影響企業投資的因素是多方面的。Q模型認為，公司的市場價值決定了其資本的支出，Tobin’s Q與投資成正相關關系。加速模型（accelerator model ）認為，企業的產出是決定投資水平的關鍵因素。因此我們在模型中分別引入期初的Tobin’s Q、主營業務收入增加值，作為控制變量。基于上文的分析，由于資本市場不完美，企業內部產生的可支配現金流會影響投資支出。Fazzari and Petersen（1993）認為[21]，公司營運資本投資與資本性投資進行對資金競爭的同時，可能在公司不景氣時平滑（smoothing）資本性投資，回歸模型中不考慮營運資本的影響就會低估公司融資約束的顯著性。為了避免營運資本易受到公司應計項目操縱而對檢驗結果的影響，我們借鑒Shin and Kim（2002）的做法[22]，以現金持有量的變動替代營運資本加入回歸模型，以ΔCS表示，現金持有量變動的系數在投資回歸中預期為負。因此，本文設置的投資檢驗模型如下：
其中,β0表示截距項，β1，β2，β3，β4，表示估計參數，Ii,t表示樣本i企業在t時期的資本性投資，本文研究中定義為固定資產（具體指資產負債表中固定資產原價、工程物資以及在建工程三項之和）的增加值，Ki,t-1為樣本i企業在t期初固定資產凈額，CFi,t-1為樣本i企業在t期初經營活動產生的現金流量凈額，Si,t為樣本i企業在t期主營業務收入增加值, Qi,t-1為樣本i企業在t期初Tobin’s Q值，εi,t表示誤差項。I/K、CF/K、S/K以及ΔCS/K是為了控制由于企業規模的差異所帶來的異質性影響。
我們用公司權益市場價值與負債面值之和除以公司總資產賬面價值衡量Tobin’s Q值?？紤]到我國上市公司中大量非流通股的存在，公司權益市場價值用年末收盤價乘以流通股數量加上每股凈資產乘以同年非流通股數量來計算。因此，Tobin’s Q值的數學表達式為:
我們以公司所在地區的市場化進程指數與公司最終控制人作為劃分融資約束的指標，將樣本公司分為融資約束樣本與非融資約束樣本兩組子樣本，上市公司所在地區市場化指數大于樣本中位數的公司劃分為非融資約束子樣本，低于樣本中位數的劃分為融資約束子樣本；國有控股公司為非融資約束公司子樣本，非國有控股公司為融資約束公司子樣本。分別用融資約束子樣本與非融資約束子樣本對投資模型進行回歸，比較兩組子樣本的投資現金流敏感性的顯著性。如果投資與現金流顯著正相關，意味著公司主要依靠內部資為投資項目融資，公司存在融資約束，相反，投資現金流敏感性不顯著，說明公司不存在融資約束。
2.現金持有模型與變量設計
為了檢驗公司持有現金對未來現金流波動所起的對沖效應，首先將樣本分為持有現金充足公司與持有現金不足公司，然后根據前面的投資模型對公司持有現金的對沖效應進行檢驗。公司一般根據自身的特征決定最優現金持有量（Kim et al，1998[18]；Opler et al，1999[19]）。我們借鑒Opler et al（1999）的模型回歸估計公司的正?，F金持有量，當公司的實際現金持有量大于估計的正常持有量時作為現金持有充足公司，反之，作為現金持有不足公司。 我們根據Opler et al（1999）的做法構建的現金持有量影響因素模型如下：
Ln(Cashi,t/NAi,t)=a0+a1Ln(NAi,t)+a2(FCFi,t/NAi,t)+a3(NWCi,t/NAi,t)+a4(Mi,t/Bi,t)+a5(CAPEXi,t/NAi,t)+a6LEVi,t
+a7Bankdebti,t+a8Dividendi,t +ΣYearDummies+εi,t
其中，Cash為現金持有量，以現金與短期投資之和表示，并經過行業中位數調整；NA為凈資產，以總資產減去現金持有量的余額表示；FCF是凈現金流，以息稅前盈余-利息費用-所得稅+折舊+攤銷計算；NWC為凈營運資本，以營運資本扣除現金及現金等價物的余額表示；M/B為成長性，以公司資產市值/資產賬面價值計算；CAPEX為資本性支出，以購建固定資產、無形資產以及其他長期資產所支付的現金表示；LEV為財務杠桿，以負債總數/資產總數表示；Bankdebt為銀行性債務，以長期借款與短期借款之和除以總負債表示； Dividend為股利支付啞變量，公司支付股利取1，否則取0；YearDummies為年份啞變量，本文涉及7年的上市公司數據，因此共6個年度啞變量。
四、實證檢驗結果
（一）描述性統計
表2是各變量均值的描述性統計。從表2 看出，全部樣本的I/K均值為0.473，非國有公司大于國有公司，市場化值數較高地區大于市場化指數較低的地區，說明非國有公司與所在地區市場化進程高的公司的平均投資支出更為積極。非國有公司的Q均值也大于國有公司，表明非國有公司的平均投資機會較多，市場化指數高低地區公司的Q值幾乎無明顯差異。國有公司與所在地區市場化指數高的公司的S/K明顯分別大于非國有公司與所在地區市場化指數低的公司，但他們實現的經營凈現金流CF/K分別小于非國有公司與所在地區市場化指數低的公司，說明國有公司與所在地區市場化指數高的公司的收益質量較低。國有公司的現金持有量Cash/Na為0.254，小于非國有公司的0.287，可能的原因是非國有公司存在融資約束，需要儲備較多的現金。所在地區市場化指數高的公司的現金持有量為0.285，大于所在地區市場化指數低的公司的0.241，從融資約束的角度分析，所在地區市場化指數低的公司因融資約束持有更的現金，但統計的結果反而較低，可能的原因是，我國上市公司大股東與中小股東存在嚴重的沖突，大股東往往具有通過轉移上市公司現金侵害中小股東利益的動機，上市公司所在地區的市場化進程越低，政府的干預越強，法治水平越低，大股東轉移現金追求自身利益的動機越強，公司持有現金的平均余額也就越少。
（二）回歸檢驗
1.公司投資與現金流敏感性檢驗
表3是公司投資與現金流敏感性的檢驗結果。從表3發現，以全部樣本回歸時，投資與現金流之間正相關但不具有顯著性，當以市場化進程指數和最終控制人性質兩個指標將樣本分為融資約束與非融資約束公司分別進行回歸時，投資與現金流在融資約束公司中顯著正相關，而在非融資約束樣本中不存在顯著的正相關性，檢驗結果表明，我國所在地區市場化進程低的上市公司與非國有控股上市公司存在融資約束，假設1得到了檢驗結果的支持。
2.公司持有現金對沖效應的檢驗
為了檢驗公司持有現金的對沖效應，我們根據現金持有模型將現金實際持有量大于預計的正常持有量的公司作為現金持有充足公司，現金實際持有量小于預計的正常持有量的公司作為現金持有不足公司，其更容易受現金流波動的影響。然后，比較現金持有充足公司與現金持有不足公司融資約束對投資的影響（見表4）。從表4發現，現金持有不足公司整體回歸的現金流系數顯著正相關，按市場化指數與最終控制人性質分組的融資約束與非融資約束公司的現金流也顯著正相關，但融資約束公司的系數顯著大于非融資約束公司。然而，現金持有充足公司整體回歸的現金流與投資正相關，但不具有顯著性，按市場化指數與最終控制人性質分組的非融資約束公司的現金流也不具有顯著的正相關，雖然融資約束公司的投資與現金流顯著正相關，但其系數明顯小于現金持有不足的融資約束公司?？傊?，表4的檢驗結果表明，與持有現金充足的公司相比，持有現金不足的融資約束公司，投資支出對其現金流變化的敏感性更顯著，持有現金充足的公司對實施投資機會具有更大的財務彈性，持有現金對未來內部資金的波動具有對沖效應。假設2得到了檢驗結構的支持。
3.穩定性檢驗
我們根據公司持有的現金是否大于樣本的中位數把公司分為現金持有充足與現金持有不足公司進行持有現金對沖效應的穩定性檢驗。此外，我們將公司持有現金同時小于運用現金持有模型預計的正常持有量和樣本中位數的公司作為現金持有不足公司，公司持有現金同時大于運用現金持有模型預計的正常持有量和樣本中位數的公司作為現金持有充足公司，對公司持有現金的對沖效應進一步進行穩定性檢驗，檢驗結果與前面基本一致。
五、結 論
公司融資約束與公司持有現金的動因是我國學者最近關注的熱點問題，但是現有文獻很少將公司融資約束與現金持有結合起來在同一個框架下進行研究。本文以我國上市公司2000年～2006年的經驗數據為樣本，從我國各地區市場化進程和公司最終控制人性質的制度背景出發，在檢驗我國上市公司融資約束的基礎上，進一步考察了上市公司持有現金所起的對沖效應。檢驗結果表明：①公司所在的地區市場進程越低，公司的投資現金流敏感性越顯著，越可能存在融資約束；與國有控股公司相比，非國有控股公司的投資現金流敏感更顯著，存在融資約束。②公司持有現金降低了投資與現金流的敏感性，持有現金對現金流的波動起了對沖效應。本文研究結果的政策意義在于，我國應加快市場化建設的進程，進一步消除地區間市場化進程的不平衡，消除不同性質公司取得融資的差別，克服上市公司的融資約束，為上市公司融入投資所需的資金創造良好的環境條件。此外，分析上市公司現金持有量的決策因素時要充分考慮公司的外部融資能力與現金流的波動性，衡量公司持有現金的價值時應該考慮持有現金所起的對沖效應。
[參考文獻]
[1]Myers, S.C., Majluf, N.S.Corporate financing and investment decisions when firms have information that investors do not have[J].Journal of Financial Economics,1984. 13，187-221.
[2]Arslan,O.,C.Florackis and A.Ozkan. The role of cash holdings in reducing investment- cash flow sensitivity: Evidence from a financial crisis period in an emerging market[J]. Emerging Market Review ,2006,7,320-338.
[3]Fazzari, S. M., Hubbard, R. G. and Petersen, B. C. Financing constraints and corporate investment[J]. Brookings Papers on Economic Activity , 1988,1, 141-95.
[4]Kaplan, S. N. and Zingales, L. Do investment-cash flow sensitivities provide useful measures of financing constraints?[J]. Quarterly Journal of Economics ,1997,20, 169-215.
[5]Cleary, S. The relationship between firm investment and financial status[J]. Journal of Finance , 1999,54, 673-91.
[6]Kadapakkam, P.,Kumar, P. and Riddick, L. The impact of cash flows and firm size on investment:the international evidence[J].Journal of Banking and Finance , 1998,22, 293-320.
[7]Moyen, N. Investment-cash flow sensitivities: constrained versus unconstrained firms[J].Journal of Finance, 2004, 59, 2061-92.
[8]Allayannis,G.,Mozumdar,A. The impact of negative cash flow and influential observations on investment-cash flow sensitivity estimates[J]. Journal of Banking and Finance ,2004,28,901-930.
[9]Miller, M.H., Orr, D. A model of the demand for money by firms[J]. Quarterly Journal of Economics, 1966,413-435.
[10]Vogel, R.C., Maddala, G.S. Cross-section estimates of liquid asset demand by manufacturing corporations[J]. Journal of Finance,1967,22, 557-575.
[11]Kim, C.S., Mauer, D.C., Sherman, A.E. The determinants of corporate liquidity: Theory and evidence[J].Journal of Financial and Quantitative Analysis, 1998, 33，335-359.
[12]Opler, T., Pinkowitz, L., Stulz, R., Williamson, R.. The determinants and implications of cash holdings[J].Journal of Financial Economics, 1999, 52，3-46.
[13]Mikkelson, W.H., Partch, M.M..Do persistent large cash reserves hinder performance?[J]Journal of Financial and Quantitative Analysis, 2003, 38,275-294.
[14]Almeida, H.,M.Campello, and M.S.Weisbach.The cash f low sensitivity of cash[J].The Journal of Finance，2004 59，1777-1804.
[15]Islam,S.S.,Mozumdar,A. Financial market development and the importance of internal cash: Evidence from international data[J].Journal of Banking & Finance,2007, 31, 641-658.
[16]Agca S.,Mozumdar,A. The impact of capital market imperfections on investment-cash flow sensitivity[J]. Journal of Banking &Finance,2008, 32, 207-216.
[17]樊 綱,王小魯,朱恒鵬.2007： 中國市場化指數――各地區市場化相對進程報告[R].北京： 經濟科學出版社.
[18]孫 錚，李增泉，王景斌. 所有權性質、會計信息與債務契約――來自我國上市公司的經驗證據[J].管理世界,2006,(10):100-105.
[19]江 偉,李 斌. 制度環境、國有產權與銀行差別貸款[J]. 金融 研究,2006,(11):116-125.
[20]Allen F.,Qian J.,and Qian M. Law, finance, and economic growth in China[J]. Journal of Financial Economics ,2005,77，57-116.
[21]Fazzari, S. M. and Petersen, B. C. Working capital and fixed investment: new evidence on financing constraints[J].RAND Journal of Economics, 1993, 24, 328-42.
[22]Shin, H., Kim, Y.H. Agency costs and efficiency of business investment: evidence from quarterly capital expenditures[J].Journal of Corporate Finance , 2002,8, 139-158.
Financial Constraint, Cash Holdings and Company Investment――empirical Evidence from Listed Companies in China
Yang Xingquan，Zhang Zhaonan
（Shihezi University, Shihezi 832003, China）
Abstract: On the basis of listed company’s empirical data from 2000 to 2006, this paper investigates the corporate financial constraint and the hedging effect of cash holdings under the institution background of China’s market development and the nature of ultimate ownership. The results of this paper show that there are financial constraints in non-state-owned companies and the companies from regions with low degree of market development. Further analysis finds that corporate cash holdings have hedging effect which is more important in companies with financial constraint.
再融資成股價“毒藥”
2007年上市公司實際募集資金為2523億元。
雖然今年只過去了2個月,但是再融資規模增長的趨勢卻十分迅猛。截至2月末,上市公司實施增發募集資金428億元(已扣除非現金資產);分離或可轉換債券募集資金400.6億元;配股募集資金54.4億元。此外,根據上市公司的融資預案統計,僅寶鋼股份等13家公司計劃發行分離或可轉換債券的融資金額合計達到了921.6億元。以上各項相加,上市公司預計融資1804.6億元,如果再將中國平安的增發計劃考慮在內,募集資金總額預計將超過2600億元。以上的數據還未包含后續將要發行的增發、配股等情況,融資規模就已經超過2007年全年的總量。
曾經,再融資被當作一種利好,受到投資者的追捧,保利地產、中信證券等都曾在增發發行前走出一波上漲行情。而如今,“再融資”如同一劑毒藥,沾上的上市公司,無不股價大跌,投資者避之不及。
1月21日,中國平安發出公告,稱將增發不超過12億股A股,股價應聲下落,到2月29日,中國平安股價已經跌至71.2元,1月18日還曾收于98.21元。
2月20日,市場傳出浦發銀行要進行400億元再融資的消息,該股票7年來首次跌停。2月25日,市場傳聞中國聯通再融資600億元〜700億元,中國聯通在兩個交易日內市值縮水了300多億元。
分離或可轉換債券成融資主角
股權分置改革以來,定向增發就成為了多數再融資公司的選擇,從數據來看,2006年至2007年末的每個月,非公開發行股票的上市公司家數始終多于其他再融資方式。然而今年伊始,這種情況可能會出現變化,在上市公司今年以來再融資募集的883億元資金中,分離或可轉換債券募集資金為400.6億元,比重占到了45.37%。此外, 13家上市公司披露的分離或可轉換債券發行預案融資金額達到了921.6億元。
從歷史來看,2001年以前,配股是上市公司再融資的主要方式,以2001年1月為例,再融資的30家上市公司中,9家選擇了增發,21家選擇了配股的方式。此后,2002年-2005年,增發取代配股,成為上市公司再融資的首選。
不過,股改以來,再融資方式的豐富改變了原有的格局。2007年1月,再融資的12家上市公司中,11家選擇了定向增發,僅有1家選擇了公開增發,由此可見,定向增發受到了多數公司的歡迎。至去年年底,這種情況有所轉變,2007年12月,再融資的25家上市公司中,16家選擇了定向增發,9家選擇了公開增發,公開增發的公司家數比例有所上升。
市場人士分析,隨著多數上市公司股改完成,大股東利用增發或配股來提升持股比例的需求下降,隨著大量定向增發的完成,置入資產改善上市公司經營環境的工作基本完成。與此同時,利率的上升和宏觀政策的調控,使得上市公司對于利用債券獲取資金的意愿增加,而這時,分離或可轉換債券的優勢則得到了體現。
定向增發仍有投資亮點
最近再融資引發的市場波動,主要的原因是市場擔憂大盤股融資會加劇二級市場資金供給壓力,但是,并不是所有的再融資都會遭到否定,定向增發就存在著投資的機會。
從融資的角度,定向增發面向指定的發行對象,融資規模較小,不會對市場造成壓力,此外定向增發大多包含了非現金的資產,這部分資產不僅不會改變市場的資金結構,反而會改善上市公司的資產質量和經營水平。
目前,增發方案已經過會卻尚未發行的上市公司共有32家,其中29家公司為定向增發。從定向增發的目的來看,主要分為三類。
一是ST公司期望借助重組實現翻身。SST幸福、SST天華、SST新智和SST數碼等四家公司的定向增發方案已先后過會,其中均包含了資產置換、重組的內容。SST幸福擬以截止2006年10月31日的全部資產和負債作價4000萬元出售給名流投資或其指定的企業。公司以新增換股吸收合并華遠地產,換股比例為1:0.767。
二是通過并購重組改變資產質量。2月26日,公用科技換股吸收合并中山公用事業集團有限公司的申請獲證監會有條件通過。公用科技換股吸收合并完成后,公司的主營業務將由單一的、資產規模較小的市場租賃,轉變為以供水、污水處理業務為主,以市場租賃業務為輔的公用事業行業類上市公司。公司的整體資產規模、資本實力及核心競爭力將大大提高,具有后續穩定的可持續發展能力和更強的盈利能力,提高了上市公司投資價值。根據正中珠江出具的2007至2008年度盈利預測審核報告,公用科技2007年度合并報表可實現營業收入68189.2萬元,凈利潤11364.21萬元;2008年度合并報表可實現營業收入74572.51萬元,凈利潤14368.57萬元。
作者簡介：魏亞平（1956-），女，湖北荊州人，博士、教授，研究方向為企業投融資；宋佳（1989-），女，山西呂梁人，碩士研究生，研究方向為企業投融資。
摘要：基于文化創意企業特征，對外源融資約束時投資支出依賴內源融資能力的敏感性進行了研究。結果表明：文化創意企業內源融資能力和投資機會對投資支出具有顯著的促進作用，外源融資約束對投資的影響與企業的成長性有關，低成長性企業外源融資約束對投資支出有顯著的抑制作用，且外源融資受限時投資支出主要依賴于內源融資能力，而對高成長性企業，外源融資約束與投資支出正相關。
關鍵詞：內源融資能力；外源融資約束；投資支出；文化創意上市公司
中圖分類號：F275文獻標識碼：A文章編號：1001-8409（2013）10-0074-04
The Effect of Internal Financing and External Financing
Constraints on Investment Expenditure
——Take Cultural and Creative Listing Enterprises as an Example
WEI Yaping， SONG Jia
（School of Management， Tianjin Polytechnic University， Tianjin 300387）
Abstract： This paper， based on characteristics of cultural and creative enterprises， researches the sensitivity of investment spending depends on internal financing ability when external financing is limited. The result shows that： cultural creative enterprises′ internal financing ability and investment opportunities has significant effect on the growth of investment spending， the effect of external financing constraints to investment is related with the growth of enterprises， low growth enterprises′ external financing constraint has a significant inhibitory effect on investment spending， and investment spending mainly relies on internal financing ability when external financing is limited， but as for the high growth enterprises， external financing constraints shows positive correlatior with investment spending.
Key words： internal financing ability；external financing constraints；investment spending；cultural and creative listing enterprises
1引言
文化創意企業是按照商業運作方式運作，最終實現企業盈利的微觀組織結構[1]。與我國絕大多數中小企業面臨的基本約束一樣，在市場化競爭環境的動蕩性和多變性中，文化創意企業的資金成為稀缺資源，內部融資與外部資源供給的有限性影響到企業的投資決策。多數文化創意企業以人力資本、版權、知識產權作為主要資產，具有典型的無形性，創意產品形成過程的不確定性和市場需求的不穩定性決定了其高風險性，而創意的獨特性使得創意產品的盈利具有可持續性，一旦創意成果受到消費者的青睞，衍生產品及其他服務將給企業帶來豐厚的收益，因此文化創意企業具有不同于傳統企業的輕資產、高風險、高收益的特點，進而其投融資行為也表現出一些特性。首先，文化創意企業輕資產的特性使其缺乏有形資產抵押物，加之投資周期長、風險高的特性，容易增強投資者風險厭惡的程度，使銀行等金融機構提高對文化創意企業的貸款利率；其次，文化創意企業生產的是融文化、創意、時尚等為一體的產品，有著時尚潮流、個體嗜好、社會環境、文化差異等多種不確定因素，因此消費者的需求具有很大的隨機性，這種隨機性決定了企業對投資機會的把握需要更及時、準確，從而使其投資表現出明顯的高時效性。由此可見，文化創意企業的投融資行為受到企業特征的影響較大，這些特征是否會導致企業依據自身融資能力和外源融資約束在融資順序選擇上做出調整，是否會連帶影響投資支出水平等問題目前的研究還較少。因此，本文將對文化創意企業內源融資能力和外源融資約束對投資支出的影響進行研究。
2相關文獻回顧
內源融資主要指企業將留存收益及可動用的金融資產轉化為企業再投資資金來源，內源融資能力即企業從自身內部融通資金的能力[2]。外源融資是從企業外部通過股權和債權籌集資金，我國上市公司增發或配股等外部股權融資的審批程序復雜，且要求較高，并不是其可穩定依賴的資金來源，所以本文的外源融資主要指外源債權融資[3]。
早期的MM理論認為在完全的資本市場下，企業的融資方式不會影響企業本身價值進而影響其投資行為，投資決策只與公司面臨的投資機會有關。而在非完全資本市場上，外部融資成本大于內部融資成本，公司的資本結構和融資渠道都可能對投資決策產生影響[3]。Bernanke[4]和Gertler[5，6]等從問題的角度發現，當公司內外部融資成本存在差異時，投資決策會在很大程度上依賴公司的內源融資能力，外源融資越困難，投資對內源融資能力的依賴性越強。Fazzari研究了1970～1984年美國422家大型制造業公司的投資行為，按現金股利支付率的高低將樣本數據分為財務受限（即外源融資受限）組和不受限組，發現在控制投資機會的前提下財務受限組的投資受經營現金流的影響較大[7]。Hoshi（1991）、Schaller（1993）、Elston（1993）等分別研究了日本、加拿大、德國的情況，大致得出類似的結論，即財務受限越嚴重，投資受經營現金流的影響越大[3]。
我國學者馮魏將國內上市的135家制造業公司1995～1997年間的樣本數據劃分為財務受限組與財務不受限組，實證發現，在以TQ控制投資機會的前提下現金流可以部分地解釋公司的投資行為，且財務受限組現金流的解釋能力更強[8]。陸正飛等通過對2000～2002年中國制造業上市公司的數據進行回歸，進一步分析了融資對投資支出的影響，結果發現企業投資支出同投資機會和內源融資能力正相關，同外源融資限制負相關，但外源融資限制越嚴重，企業投資越依賴內部融資能力的假設沒有得到證明[3]。
綜上所述，企業內源融資能力和投資機會與投資支出正相關，在控制投資機會的情況下，外源融資約束越大，企業投資越依賴內源融資能力的假設沒有得到一致的證實。那么，文化創意企業的內源融資能力及在外源融資約束情況下對投資支出的影響是否也具有傳統企業的特點？本文以文化創意上市公司為研究對象進行研究并實證檢驗，以期揭示文化創意企業融資能力與投資支出的關系。
3模型與假設
新古典投資理論認為，在完全資本市場上，投資機會成為均衡資本量的唯一決定因素[3]，而文化創意企業的高時效性決定了投資機會對企業投資支出的作用更加明顯，用平均Tobin Q來表示投資機會，則決定投資的方程為[3]：
I/K=α+βTQ+ε（1）
其中，I為投資支出額；K為期初資本量，一般指上期期末總資產；為了消除企業規模的影響，將I除以上期期末總資產（K）進行標準化；TQ指Tobin Q值。
雖然這個結論是在完全市場假設下得到的，但對研究非完全市場的投資行為也具有借鑒意義[3]。在非完全市場上，外部融資成本的增加會造成一定程度的投資不足，當外源融資受限時，企業只能依靠內部積累進行投資，而內源融資能力直接影響企業的資本積累，從而影響投資行為，由此可以進一步推論，投資機會一定時，企業外源融資約束越嚴重，企業投資支出受內源融資能力的影響越大。可通過以下方法驗證上述理論與推理對文化創意企業是否成立：在原方程中加入代表內源融資能力的變量，以經營凈現金流量（CF）表示，并進行標準化處理；同時加入表示外源融資約束的變量，用啞變量D表示，受到約束用1表示，不受約束為0。于是回歸模型如式（2）：
I/K=α+β0*（CF/K）+β1*TQ+β2*D*（CF/K）+β3*D+ε（2）
根據上述理論分析提出以下假設：
假設1：文化創意企業的投資支出與內源融資能力呈顯著正相關關系；
假設2：文化創意企業的投資機會對投資支出具有顯著的促進作用；
假設3：在外源融資受到約束時，文化創意企業投資支出對內源融資能力的依賴更大；
假設4：外源融資約束對文化創意企業的投資支出產生抑制作用。
4實證研究
4.1變量選取
（1）投資支出（IK）。 傳統的長期性投資支出（I）為本期固定資產、長期投資及在建工程增加值之和，而文化創意上市公司的無形資產及開發支出在長期性投資支出中占有較大比例，因此本文把無形資產和開發支出也納入考慮范圍[9]。此外，工程物資用于核算企業為在建工程準備的各種物資的價值，對文化創意企業來說，尤其是影視類企業，經營過程中的各種拍攝器材及輔助配件都屬于企業的工程物資，因此將工程物資也考慮進來。修正后的長期性投資支出為：
長期性投資支出（I）=本期固定資產+長期股權投資+在建工程+工程物資+無形資產+開發支出增加值
IK=長期性投資支出（I）/上期期末總資產（K）
（2）內源融資能力（CFK）。衡量內源融資能力的變量在國內外已有研究中大多使用經營現金凈流量，本文延用這一度量方法，并將經營現金凈流量（CF）標準化為CFK[9]。
CFK=CF/上期期末總資產（K）
（3）投資機會（IG）。 已有的研究通常用TQ反映投資機會，但由于我國資本市場不成熟，文化創意企業大多以無形資產為主，某一時點的股價難以反映企業的真實價值，因此用TQ表示文化創意企業的投資機會不太準確。Christie（1989）用消除規模影響后銷售收入變動的方差作為投資機會的替代變量[10]，為了簡化計算，本文用主營業務收入增長率（IG）作為投資機會的替代變量。
主營業務收入增長率（IG）=（本期主營業務收入-上期主營業務收入）/上期主營業務收入
（4）外源融資約束（Div/Det）。 本文將樣本分為融資約束組和融資不受約束組，采用兩個變量表示，第一個變量為現金股利支付率情況（Div），當單一企業的現金股利支付率高于平均現金股利支付率時說明企業外源融資不受限，用0表示，相反則說明企業外源融資受限，用1表示[11]。第二個變量為資產負債率（Det），資產負債率越高，外部融資約束越大，資產負債率是一個連續變量[3]。
確定變量后回歸方程表示如下：
IK=α+β0*CFK+ β1*IG+β2*Div + β3*Div_*CFK +ε（3）
IK=α+β0*CFK+ β1*IG+β2*Det + β3*Det_*CFK +ε（4）
4.2樣本選取與數據來源
本文選取深圳和上海證券交易所2011年及以前上市的文化傳播類公司，共28家，以2009～2011年的財務數據為樣本。為了保持數據的有效性，剔除 ST的公司，在樣本期間通過買殼上市的公司只選取正式更名后的樣本數據，經篩選最終選取了 2009年17家、2010年20家、2011年23家，組成60個樣本數據。相關數據來自新浪財經數據中心、鳳凰財經網站。
4.3描述性統計
對各變量進行描述性統計分析，如表1。
表1樣本變量的描述性統計
變量平均值中位數標準差Div=1
（30個）IK0.1480.0420.380CFK0.1170.1240.153Det0.3940.3240.220IG0.2220.1150.504Div=0
（30個）IK0.1980.0560.649CFK0.1220.1080.212Det0.2890.2650.179IG0.3220.2000.460從表1可以看出，標準差都較小，表明樣本數據較穩定。具體來說，文化創意企業外源融資約束組（Div=1）的平均投資支出（IK）低于外源融資不受約束組（Div=0）約5%，基本說明假設4成立；而反映內源融資能力的經營現金凈流量（CFK）兩組相差不大；對于投資機會，外源融資不受約束組的平均主營業務收入率（IG）高出外源融資約束組10%，說明外源融資不受約束組的文化創意企業成長性也較高，反過來也可能是因為投資機會多（成長性較好）的企業能夠吸引投資者資金，因此外源融資沒有約束。
此外，無論外源融資是否受約束，文化創意企業的資產負債率（Det）都較低，外源融資約束組的平均資產負債率不到40%，而不受約束組（Div=0）的平均資產負債率比約束組（Div=1）還低近十個百分點，這可能是文化創意企業缺乏高抵押性資產而受到銀行等金融機構歧視的結果。同時也可以得出反映外源融資受限的兩個變量正相關。
4.4回歸結果
本部分使用SPSS170對樣本數據進行分析，回歸結果如表2。
從表2模型整體的檢驗效果來看，兩個回歸方程調整后的R2分別為74.2%和72.7%，說明自變量在總體上解釋了投資支出變動72%以上的原因，方程擬合程度較好。P值都小于顯著性水平α，說明回歸方程有效，且兩個方程的D-W值都表明不存在明顯的自相關性。內源融資能力和外源融資約束對投資支出的影響具體為：
表2回歸結果
變量系數標準差t值P值以Div為替代變量CFK1.7500.2616.6920.000***R2=0.742IG0.5270.0935.6820.000***D-W=1.512Div0.1130.0891.2670.210P=0.000aDiv_CFK-0.8750.428-2.0450.046**以Det為替代變量CFK1.1660.4552.5610.013**R2=0.727IG0.4700.0935.0430.000***D-W=1.187Det-0.1450.216-0.6730.504P=0.000aDet_CFK1.3261.4420.9200.362注：***，**，*分別表示在1%，5%，10%的水平上顯著
（1）以Div和Det作為外源融資約束的替代變量，文化創意企業投資支出都與內源融資能力（CFK）呈顯著的正相關關系，即文化創意企業的內源融資能力越強，投資積極性越高，對投資支出具有刺激作用，假設1成立。
（2）投資機會（IG）作為影響文化創意企業投資支出的重要因素，以不同變量代表外源融資是否受約束進行回歸得出相同的結論，即投資機會對投資支出具有非常顯著的促進作用。投資機會越多，投資支出越多，這也符合文化創意企業對投資時機把握要求高時效性的特點，假設2成立。
（3）Div為外源融資是否受約束的替代變量時，IK與Div的系數為正，與假設4相反但不顯著，而IK與Div和CFK的交互項系數在5%的水平上顯著為負，與假設3相反。這可能由于以現金股利支付率的高低判斷企業外源融資是否受約束不太準確，也可能是文化創意企業對投資時機把握要求高，一旦有好的投資機會，即使外源融資受限，也會通過其他渠道籌得資金進行投資，減弱了投資支出對內源融資能力的依賴。此外，為了彌補文化創意企業因投資風險較大、回報期較長降低投資者預期收益的缺陷，上市公司可能會用較高的股利支付率吸引投資者，出現外源融資受約束依然分紅的情況。
（4）Det為外源融資是否受約束的替代變量時，雖然Det系數小于0，在一定程度上說明外源融資受約束對投資有抑制作用，但不顯著，假設4無法得證。Det與CFK交互項的系數為正，可以從直觀上說明外源融資約束越大，企業投資支出對內源融資能力的依賴越大，但也不顯著，假設3不能被證明。這也驗證了描述統計中文化創意企業負債率相對較低，削弱了負債對投資的約束作用。這可能是文化創意企業因缺乏傳統的抵押資產使外源債權融資受到約束，因此在選擇外源融資時一定程度上違背了融資優序理論，更傾向于股權融資，股權融資的偏好降低了投資支出在外源融資受約束時對內源融資能力的依賴。
4.5分組回歸
上述回歸中假設3和假設4沒有得到顯著證明，這可能是由于文化創意企業對投資機會的把握要求非常高所致，因此有必要按照不同投資機會對企業分組，進一步研究內源融資能力與外源融資約束對投資支出的影響。由于以Div作為外源融資受約束的替代變量具有一定的缺陷，后面的研究以Det作為外源融資約束的替代變量。
Lang等的研究結論指出負債水平與投資規模負相關只有在低成長企業中才成立，對于高成長企業負債的約束作用并不明顯，甚至有時出現負債水平與投資規模正相關的情況[12]。但Ahn等人（2003）得出了相反的結論[9]。本文將樣本數據按照主營業務收入增長率的平均值分組，主營業務收入增長率高于平均水平的企業為高成長性企業，用1表示；反之則為低成長性企業，用2表示。分組后的描述統計如表3。
表3分組數據描述性統計
分組樣本數平均值標準差 Det 1230.3140.257 2370.3580.169從表3可以看出，標準差都小于03，說明可靠性較好。低成長性文化創意上市公司的資產負債率均值比高成長性的公司高近5個百分點，說明文化創意企業資產負債率的高低與其成長性高低呈反向變化，即成長性越高，資產負債率越低，外源融資約束越小，這可能是成長性好的文化創意企業能夠吸引投資者的青睞，以股權融資方式解決企業資金問題的原因。也符合一些實證研究成果，即成長機會高的公司應該選擇較低的財務杠桿[9]。分組回歸結果如表4。
表4分組回歸結果
系數標準差t值P值低成長性組CFK0.2430.6110.3970.696IG0.6200.2043.0410.007***Det-0.5800.307-1.8890.075*Det_CFK5.5892.2212.5170.022**高成長性組CFK0.2550.4790.5320.598IG0.2410.0962.5000.018**Det0.2970.1442.0530.048**Det_CFK-0.9371.079-0.8690.392注：***、**、*分別表示在1%、5%、10%的水平上顯著
（1）不管是高成長性組還是低成長性組，CFK與IK都具有正相關關系，但都不顯著。這可能是根據成長性進行分組后，每一組內的文化創意企業成長性相差不大，因此內源融資能力對投資支出的影響也較為相似，顯著性降低。
（2）投資機會在高成長性組和低成長性組都與投資支出具有顯著的正相關關系，說明投資機會對所有文化創意企業的投資支出都具有促進作用，再次證明了假設2成立，也從另一個角度證明文化創意企業的投資受投資機會的影響很大，突顯了高時效性。
（3）低成長性文化創意企業的外源融資約束在10%的水平上對投資支出有顯著的限制作用，且在外源融資受到約束時，投資支出顯著地依賴于內源融資能力，約束越大，投資支出對內源融資能力的敏感性越大。高成長性文化創意上市公司的外源融資約束在5%的水平上表現出與投資支出的正相關關系，這可能是因為高成長性的文化創意企業具有廣泛的投資機會，能夠吸引投資者進行投資，從而增加了投資支出。這與Lang等 （1996）的研究結果一致。
4.6穩健性檢驗
為了進一步證明回歸結果的穩健性，本文將表示投資機會的主營業務收入增長率（IG）替換為凈利潤增長率（PG），得到的結論與前文所述結果一致，說明該模型的可靠性較好。本文在對文化創意上市公司進行分組時選取現金股利支付率情況的高低和資產負債率作為外源融資是否受約束的替代變量，在顯著性水平下得到了相似的結論，也在一定程度上證明了回歸結果的穩健性。
5結論與局限
綜上所述，我國文化創意上市公司因其特殊的文化與經濟屬性，其內源融資能力和外源融資約束對投資支出的影響因成長性的不同而不同。但內源融資能力、投資機會對不同成長性企業的投資支出都具有促進作用，因此文化創意上市公司仍然要增強內源融資能力，同時特別關注投資機會，在外源融資能力受到約束時仍然能夠通過其他渠道籌集資金進行必要的投資，減少外源融資約束對投資支出的抑制作用，即減弱對內源融資能力的依賴，對在一定程度上緩解文化創意企業融資難問題具有“異曲同工”之效。
本文的局限性主要有以下兩方面：
（1）選取了文化傳播類上市公司代表文化創意企業樣本，按條件進行剔除后樣本容量較小，這在一定程度上會影響實證結果的普遍性。
（2）變量的選取雖然在一定程度上針對我國文化創意上市公司的特點作了一些修正，但仍有不足。比如以現金股利支付率的高低判斷企業外源融資是否受約束不太準確，這可能也是造成回歸結果與假設相反的一個原因。
參考文獻：
[1]叢海彬.文化創意企業核心競爭力評價指標體系構建研究[J].企業活力，2011（1）：72-75.
[2]趙亮.房地產行業上市公司融資能力研究[D].西北大學碩士學位論文，2007.
[3]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.
[4]Bernanke，Ben， Mark Gertler.Agency Cost，Net Worth and Business Fluctions[J].American Economic Review，1989，79：14-31.
[5]Bernanke，Ben， Mark Gertler.Financial Fragility and Economic Performance[J].Quarterly Journal of Economics，1990，105：97-114.
[6]Gertler，Mark.Financial Capacity and Output Fluctuation in an Economy with Multiperiod Financial Relationship[J].Review of Economic Studies，1992，59：455-472.
[7]Fazzari Steven， R Glenn Hubbard， Bruce Petersen.Financing Constrations and Corporate Investment[J].Brookings Papers on Economic Activity，1988，19：141-195.
[8]馮魏.企業投資行為研究[M].北京：中國時代經濟出版社，2002.
[9]張斌.文化產業上市公司融資結構對其投資行為的影響研究[D].中南大學碩士學位論文，2011.
[10]艾健民.企業多元化投資政策選擇的實證研究——基于投資機會集設定的視角[J].山西財經大學學報，2009，31（5）：73-76.
關鍵詞：融資約束 投資績效 環保產業
一、國外關于融資約束的文獻梳理
首先提出融資約束理論的是Stiglitz和 Weiss（1981），而Fazzari、Hubbard和Petersen（1988）首次將融資因素引入到了投資模型中，其將融資約束定義為：在不完美的資本市場中，外部融資成本要顯著的高于內部融資成本，使得公司的投資低于最優水平，內部現金決定公司的投資策略。Fazzari（1988 年）率先研究了融資約束的變化對投資―現金流敏感性的影響，他以股利支付率來度量公司融資受到的約束程度。Cleary（1999）采用流動比率、財務松弛程度、營業收入增長率、資產負債率、凈利潤率、固定利息保障倍數六個指標來衡量融資約束程度，從而構造了融資約束指數。
國外學者關于融資約束的研究比較早，有選擇單一變量作為融資約束的度量變量，也有選擇構造綜合指數來衡量融資受到的約束程度，對于哪種指標作為公司融資受到約束的替代變量更加合理，至今仍然沒有形成統一的結論。
二、環保產業投資狀態的研究綜述
王光分（2010）認為20世紀90年代末期，我國環保投資總量大幅度的上升，然而盡管環保投資近年來呈現總體上升的趨勢，但從投資主體看，仍然存在著投資主體單一、環保投資投入與環境污染產出不成比例的情況。賀鵬飛（2011）認為，近年來，我國環保投資在規模、效益、渠道開拓方面都取得了重大的進展，但是投資規模仍然偏小，投資總量不足。國內學者的研究表明雖然我國環保投資總量呈逐年上升的趨勢，但是環保投資額占當期GDP的比重依然偏低。
三、環保產業融資狀態研究綜述
曾慶久、陳柳欽（2004）指出環保產業利用債券融資具有巨大的潛力，債券融資包括發行國債和企業債券，近年來國債發行的增速較快，而且還有很大的發展空間，企業債券相對于銀行貸款、股權融資方式而言，其融資方式更為主動，融資成本低。徐廣君、孟倩等（2011）積極的探討了環保產業融資的新模式，他們指出把融資手段的信托引入環保行業，建立“綠色信托”的理念，將是環保行業融資模式的一條新出路。近年來，國內學者深入地研究了環保產業的融資模式，極大的豐富了環保企業的融資渠道，其中ABS融資、BOT融資方式已經廣泛地得到了應用，但是環保企業尤其是中小型的企業，其融資依然面臨著很多困境。
四、融資約束指標選擇
對于融資約束指標的選擇，不少學者直接利用某一變量來度量企業融資受到的約束程度。馮?。?998）是最早證明中國金融市場也存在融資約束的，他以股利支付率來衡量公司受到的融資約束程度；李勝楠和牛建波（2005）以負債水平衡量融資約束，魏璇（2007）直接用公司規模來度量融資約束。除了選擇單一的指標替代融資約束以外，國內還有學者選擇綜合財務指標來構建融資約束指數。東長春（2013）選擇流動比率、資產負債率、現金凈利率、產權比率、現金/資產、凈資產收益率、銷售利潤率、資產凈利潤率、公司規模、貝塔系數、利息負債比、現金/糇什和營運資金/資產13個指標，運用主成分分析法構建融資約束的量化公式。
五、投資績效內涵
何琬，仲福森和常燕（2011）將企業投資決策績效評價定義為對管理者所做出的投資行為的效率以及結果作出科學合理的評價。佟彤（2014）認為投資績效屬于財務績效的一個研究領域，財務績效是對企業償債能力、盈利能力、抗風險能力和營運能力的總稱，而投資績效側重于研究某一類項目投資對公司價值的貢獻。
六、融資約束與現金――現金流敏感性
融資約束與現金――現金流敏感性關系的研究，大多數學者都認為融資約束與現金――現金流敏感性顯著正相關。王彥超（2006）的研究樣本為1999年至2005年滬深兩市A股公司，以五種不同的指標來衡量公司融資約束強度，利用現金――現金流模型研究了融資約束對現金持有政策的決定作用。李延喜、（2008）選擇2003年至2006年滬深兩市非金融類上市公司作為研究樣本，采用股利分配率和公司規模對樣本進行分組，實證結果表明：融資約束公司現金持有量與內部現金流波動性顯著正相關。
七、融資約束對企業績效影響文獻綜述
潘鎮、魯明泓（2005）實證分析發現中小企業的績效與其受到的外部融資限制有很大的關系，企業的銷售收益率和資產收益率會隨著外部融資限制的下降而上升。倪磊（2014）實證分析了融資約束對民營企業績效帶來的影響，實證結果表明，浙江省境內絕大多數民營企業外部融資受到諸多限制，融資受到限制程度增加，民營企業的績效就會下降。從融資約束視角考察企業投資績效的文獻不多，學者們得出的結論是融資約束的緩解，有利于企業績效的提高。
八、研究述評
隨著國內學者積極的探討，環保企業的融資渠道越來越多樣化，其中BOT融資、ABS融資已經得到了廣泛的應用，有的學者還提出了“綠色信托”的融資新模式，這都為環保企業融資提供了新的渠道。國內外學者關于融資約束的研究由來已久，閱讀了國內外部分學者的研究成果，我們發現：國內外學者既有選擇單一變量來衡量融資約束的，也有選擇財務指標來構造融資約束綜合指數的，單一變量包括是否為集團公司、股利支付率、利息保障倍數、公司規模、現金流狀況等，選擇的財務指標主要有凈資產收益率、資產負債率、流動比率、速動比率、存貨周轉率、資產回報率、主營業務收入增長率等；其次學者研究融資約束對投資績效的影響，結論是融資約束降低了企業的投資績效。
參考文獻：
[1] Stiglitz， J.E.， Weiss， A.， Credit Rationing in Markets with Imperfect information[J]. American Economic Review， 1981， 71， 393-410
[2]Fazzari， S.M.， Hubbard， R.G.&Petersen， B.C. Financing constraints and Corporate investment [J].Brookings Papers Economic Activity， 1988，（1）：141-206
[3]Cleary， S.M.， The relationship between firm investment and financial status [J]. Journal of Finance， 1999， 54（2）：673-692
[4]王光分.環境保護投資的決策方法研究――實物期權方法[D].中國地質大學，2010：1-5
[5]賀鵬飛.中國環境保護投融資創新研究
[D].中國地質大學， 2011：16-18
[6]曾慶久，陳柳欽.論我國環保產業的融資問題[J].高科技與產業化，2004，（6）：27-31
[7]徐V君，孟倩等.探索我國環保產業融資新模式――“綠色信托”[J].觀察思考，2011，（18）：36-39
[8]馮巍.內部現金流與公司投資[J].經濟科學，1999，（1）：51-57
[9]李勝楠，牛建波.上市公司負債水平與投資支出關系的實證研究[J].證券 場導報，2005，（3）：37-48
[10]魏璇.融資約束對我國上市公司投資的影響研究[D].浙江大學，2007：19-28
[11]東長春.上市公司融資約束度量指標設計及評估[J].合作經濟與科技，2013，（468）：60-61
[12]王惠.中小企業融資約束對公司投資支出的影響――基于中小板上市公司的實證檢驗 [D].山東財經大學，2014：18-20
[13]何琬，仲福森，常燕.電網企業投資績效評價研究[J].技術經濟，2011，30（1）：78-84
[14]佟彤.中國綠色電力投資績效的實證分析[D].華北電力大學，2014：5-15
[15]王彥超.融資約束、現金持有與過度投資[J].金融研究，2009（7）：121-133
[16]李延喜，.融資約束是否影響了中國上市公司現金持有政策――來自現金與現金流波動性敏感度的經驗證據[J].當代會計評論，2008，（1）：75-85
關鍵詞：金融發展；融資約束；農業上市公司；公司投資
一、引言
金融發展能否促進經濟增長，有些學者認為金融發展不是經濟增長的原因，對經濟增長的促進作用非常有限，甚至是可以忽略的[1][2]，但有些學者強調金融發展對促進經濟增長有積極作用[3][4]。從宏觀角度研究金融發展與經濟增長的關系仍未得出確定的結論，金融發展與經濟增長可能共同被一個遺漏的變量影響，因此確定金融發展與經濟增長之間因果關系的更為有效的辦法是研究金融發展促進經濟增長的微觀機理[5]，從微觀角度，研究金融發展對微觀經濟實體各個企業投資的影響。
20世紀末期至21世紀初期，開始出現利用公司層面的微觀數據，研究金融發展與經濟增長的微觀機制。一個較為復雜的研究主題是金融發展是否有利于緩解公司融資約束，提高外部融資能力，促進公司投資支出水平進而促進總體經濟增長。
大多數的研究是基于跨國數據研究金融發展對一國依賴外部融資的行業成長性的影響，結果表明在金融市場比較發達的國家里，金融發展能降低企業的外部融資成本，從而促進企業更好地成長[6]。Love（2003） 利用36個國家的跨國數據實證研究發現，金融發展能夠提高公司外部融資能力，降低公司投資對內部現金流的依賴程度，且這種作用對金融發展水平較低的國家的融資對公司的約束尤為顯著。Islam and Mozumdar（2007） 利用31個國家1987-1997 年的跨國數據對金融發展與內部資金流的作用進行研究發現，金融發展與投資現金流敏感性存在顯著的負相關關系。最近幾年，一些研究開始轉入對發展中國家的研究，大多數研究認為金融發展能夠降低企業對內部現金流的依賴，緩解外部融資約束程度[7][8][9]。
國內也開始對其進行研究，李斌和江偉（2006）從金融發展與融資約束、企業增長、企業規模的角度研究金融發展對上市公司融資約束進而對公司成長的影響，認為金融發展與融資約束負相關，與企業成長與企業規模正相關[10]。饒華春（2009）利用2003-2007年中國上市公司的數據，采用動態面板GMM估計方法，研究中國金融發展對企業融資約束的影響認為：中國上市公司普遍存在融資約束，民營上市公司較國有上市公司更為嚴重，金融發展有助于降低企業的融資約束水平，民營上市公司的融資約束較國有上市公司得到更加明顯的緩解；金融中介的發展在緩解企業融資約束中的作用遠比股票市場發展的作用大[11]。沈紅波等（2010）對2001—2006年中國制造業上市公司進行研究認為，我國上市公司投資和現金流高度敏感，存在著明顯的融資約束現象；金融發展顯著地緩解了企業的融資約束，金融發展程度比較高的地區上市公司融資約束顯著低于金融發展較弱的地區；國有上市公司受到的融資約束比民營上市公司小，但隨著金融發展水平的提高，民營上市公司的融資約束較國有上市公司得到更加明顯的緩解[12]。況學文（2011）利用我國上市公司財務數據和各地區金融發展指數，從投資-現金流敏感性的視角，實證考察金融發展和市場化進程對公司外部融資約束的緩解效應發現，金融發展和市場化程度能夠顯著降低融資約束公司的投資-現金流敏感性，緩解其外部融資約束程度[13]。
大量研究表明，同發達國家相比較，發展中國家面臨更為嚴重的外部融資約束，而中國作為發展中國家的代表，金融市場正處于一個從不成熟向成熟的轉變過程，從不發達向發達的發展過程，金融發展對公司融資約束的影響更為重要，然而目前研究金融發展對公司外部融資約束的影響主要集中于西方較為發達的國家，而對發展中國家的關注相對較少，對中國的關注更少。大多數的研究都是以全部上市公司或者是制造業上市公司為研究對象，而對發展相對弱勢的農業上市公司關注較少?；谶@種考慮，本文利用中國農業上市公司2004—2010年的數據，選取287個公司年有效數據，從公司投資-現金流敏感性的視角，實證考察金融發展對農業上市公司融資約束的影響，進而對公司投資的影響，為金融發展與經濟增長的微觀機理提供經驗支持。
二、理論分析與研究設計
（一）理論分析
資本市場的不完美，使得外部融資成本高于內部融資成本，企業的外部融資行為將受到約束。由于信息不對稱等問題的存在，使得交易成本、信息成本產生，提高了企業的融資成本，企業的投資一定程度上依賴內部現金流。 內部和外部融資成本差異越大，融資約束的效應越強，企業的投資對現金流的依賴性就越明顯，企業的投資和現金流之間的相關性越強。
金融發展通過金融資源擴大、產品增多等方式，為投資者提供大量流動性強、安全性高、收益穩定的金融工具，減少交易成本，進而擴大企業的融資渠道，金融中介機構在金融發展中產生規模效應，通過貸款的分散化等途徑降低信用風險，提高了儲蓄-投資的轉化效率；金融發展有助于有效降低或者克服金融市場存在的信息不對稱問題，通過對投資企業和項目進行評估，甄別好的投資項目，為有成長性的企業提供資金，促進企業投資和技術創新，減少信貸分配的扭曲，改善信貸分配的效率，提高資金的分配效率。
基于以上的理論分析，提出以下的研究假設：
金融發展有利于降低投資對內部現金流的依賴，緩解了融資約束，減輕企業的融資壓力，進而促進中國農業上市公司投資。
（二）變量選取
在研究融資約束的文獻中，對不可觀察的融資約束指標的度量是分析融資約束的一個重點也是一個難點，Fazzari，Hubbard and Petersen（FHP，1988） 將投資對現金流的敏感性作為資本市場上融資約束所導致的投資不足的證據。以后較多的文獻也采用現金流和投資行為的關系來衡量融資約束對公司投資的影響得到了與FHP（1988）類似的結論[14][15]。 企業的融資約束與內部現金流存在著密不可分的關系，融資約束的效應越強，企業的投資對現金的依賴性越強，本文融資約束指標選取時，仍采用這一方法。
關于金融發展指標的選取，Goldsmith（1969）提出金融相關率的概念，來衡量金融發展的程度，采用全部金融資產與全部實物資產比。 King and Levine（1993）利用三個指標：一是反映金融系統的相對規模的金融中介的流動負債，采用廣義貨幣M3 或M2占GDP的百分比來衡量；二是反映金融系統的結構和風險控制能力的商業銀行和中央銀行在總的信用余額中所占的相對份額；三是反映金融系統的效率的銀行系統向私人和公共系統的信貸數量。Murinde， V. （1994）運用信貸、股票市場、債券市場發展指標來綜合衡量金融市場發展的水平。Odedokun，M. O. （ 1996）運用貨幣存量對GDP比率（M2/GDP） 來衡量銀行體系對帳單的負債方對經濟增長的效率（資金來源的效率），并且運用信貸存量對GDP比率來衡量銀行體系對帳單的資產方對經濟增長的效率（資金運用的效率）作為金融發展的指標。溫濤等（2005）運用貨幣存量占GDP的比率、信貸存量占GDP的比率、股票和證券的市值占GDP的比率衡量中國金融發展水平。綜合相關研究與中國金融發展的實際情況，本文采取了貨幣化程度（M2/GDP）、信貸存量對GDP 比率（金融機構信貸比率），以及股票市值與GDP的比率 （經濟證券化比率）作為衡量中國金融發展水平的指標，分別用FM、FI 和FS 表示。
（三）模型選擇
研究融資約束對公司投資的模型中，歐拉方程投資模型是發展較為成熟的一種模型，由Abel（1980）最早提出，描述公司最優的投資行為，Bond and Meghir（1994）對其模型進一步改進，提出基于價值最大化，資本存量取決于前期資本量、折舊以及投資的歐拉方程模型，這一模型避免了托賓Q值的計算，同時控制未來預期收益對投資支出的影響，在文獻中被大量應用[16]。Laeven（2003）把利潤方程和成本調整函數引入該模型[17]，最終得到如下模型：
企業投資與現金流之間的敏感度不一定表示由信息不對稱導致的融資約束問題，而可能表示由問題導致的企業過度投資問題。為了確定企業投資與現金流之間的敏感度到底是表示融資約束問題還是過度投資問題，采用以現金流比率（IF ） 和無形資產投資與固定資產投資的比重（XG）的交乘項進行區分。由于企業的無形資產投資相對固定資產投資來說更容易產生信息不對稱問題，而固定資產投資相對無形資產投資來說更容易產生過度投資問題 （Hubbard，1997），因此如果現金流比率（IF ） 和無形資產投資與固定資產投資的比重（XG）的交乘項的系數為正值且顯著，則意味著企業投資與現金流之間的敏感度表示融資約束問題，而如果現金流比率（IF）和無形資產投資與固定資產投資的比重（XG）的交乘項的系數為負值且顯著，則意味著企業投資與現金流之間的敏感度表示過度投資問題。模型轉化為：
IK表示為固定資產凈額、在建工程凈額和無形資產凈額之和與總資產的比率，反映公司的投資支出水平；IF表示為經營性現金流量凈額與總資產的比率，表現為現金流比率，衡量融資約束的指標；YK表示銷售收入即主營業務收入與總資產的比率，反映企業的經營狀況； XG為無形資產凈額與固定資產凈額之比，反映企業投資與現金流之間的敏感度是否是過度投資問題引起。 FM為貨幣化程度、FI為金融機構信貸比、FS為經濟證券化率，用來衡量金融發展水平。
當β’4顯著為正值，說明企業的投資與現金流的敏感度表示為融資約束問題，融資約束的大小主要體現在β4的系數上，假如β4顯著為正，說明企業投資與內部現金流為顯著正相關關系，企業的投資依賴于內部現金流，企業受到了外部融資約束的影響。β5、β6、β7分別用來衡量貨幣化程度、金融機構信貸比以及經濟證券化率對融資約束的影響，如果β5、β6、β7顯著為負，則說明金融發展有利于減少企業投資對內部現金流的依賴，能夠緩解企業的融資約束。
三、實證分析與討論
（一）樣本選擇
本文選擇中國農業上市公司2004—2010年的數據作為樣本對公司投資行為進行研究，主要是基于以下幾點：大多數的研究采取跨國數據，對發達國家的金融發展與公司融資約束進行研究，或者是以全部上市公司，或者是制造業上市公司為樣本進行研究，而對數量相對較少的中國農業上市公司關注較少；而農業上市公司作為農業經濟發展的重要投資者，對農業經濟發展具有舉足輕重的作用，對農業科技進步、產業結構升級以及農村經濟發展都具有重要的促進作用。由于中國農業上市公司數量相對較少，大多數的農業上市公司是在2000年之后上市，因此數據選擇在2004—2010年。
依據中國證監會制定頒布的《上市公司行業分類指引》，將農業類上市公司定義為廣義范疇，包括農林牧漁業，并選取2004—2010年上交所與深交所全部 A股農業類上市公司為研究對象，由于農業類上市公司樣本數目過少，本文選取了7年的數據，盡可能保證檢驗結果的可靠性。同時對初始樣本進行了篩選，剔除2004年之后上市的公司、ST異常的上市企業以及部分會計數據缺失的上市公司，經過處理篩選，最終選定中國農業上市公司41家作為樣本。
（二）描述性統計分析
有關金融發展的貨幣化程度、金融機構信貸比率、經濟證券化率的數據來源于2005—2011年的《中國統計年鑒》和《中國金融年鑒》，其他數據來源于深圳國泰安信息技術有限公司（GTA）的中國股票市場財務研究數據庫（CSMAR）。
因變量公司投資支出（I/K）的均值0.44略大于中位數0.42，說明大部分公司的投資支出分布在0.42之上，并且最大值1.09與最小值0.12之間的振幅較大，標準差為0.18，說明公司投資存在著多樣性、差異性，不確定性；現金流比率（IF）的均值與中位數較為接近，但最大值與最小值之間的變化較大，標準差較大，說明融資約束存在著較大的差距及波動性；銷售收入總資產比率（S/K）的均值均大于中位數，且最大值與最小值之間的差距較大，說明公司的銷售收入變化較大；對于金融發展變量，FM、FI、FS的均值均大于中位數，貨幣化程度FM、金融機構信貸比FI的標準差較小，而經濟證券化比率的波動性較大。
（三）金融發展、融資約束與公司投資的實證分析
為檢驗金融發展是否能夠減輕公司的融資約束，進而影響公司投資，運用面板數據分析和系統GMM估計方法。
模型中因含有因變量的滯后項作為解釋變量，導致解釋變量具有內生性問題，應用面板數據的固定效應或者隨機效應對模型進行估計，得到的參數估計值將是一個有偏的、非一致的估計量。為準確估計模型，本文將采用系統GMM（Arellano and Bond，1991）方法進行檢驗，其一般形式如下：
yit=αyit-1+βxit+εit （水平方程）
Δyit=αΔyit-1+βΔxit+Δεit（差分方程）
用因變量的滯后水平值作為一階差分方程的工具變量，因變量的滯后差分作為水平方程的工具變量，差分動態GMM僅估計差分方程，存在較大的有限樣本偏誤和相對較低的估計精度。系統GMM在差分動態GMM的基礎上，引入水平方程，極大改善了差分動態GMM的估計效果（Blundell，2000；Roodman，2006）。
運用系統GMM，對模型結果估計結果。
從表2能夠看出：在模型1、模型2、模型3中現金流和無形資產投資與固定資產投資的比重交叉項的系數β’4為正值，并且在5%的顯著水平上顯著，β4的系數為正值，說明企業的投資與現金流之間的敏感性不是由過度投資問題引起，而是由融資約束所引起。模型1、模型2中IFt-1的系數顯著為正值，但模型3中IFt-1的系數為0.04，遠小于模型1、2的系數，說明金融發展的三個指標對現金流的影響程度不同。模型1’ 中IFt-1前的系數β4在5%的顯著水平上顯著為正，與模型1中的系數變化不是很大，貨幣化程度發展的條件下，企業仍然存在融資約束現象，現金流與企業的投資存在正相關關系。模型2’ 中IFt-1前的系數在10%的顯著水平上顯著為正值，與模型2中的系數相比變化更小，受金融機構信貸比影響的條件下，現金流與企業的投資存在正相關關系。模型3’中IFt-1前的系數在1%的顯著水平上顯著為正值，但在模型3中的系數為正值但不顯著，經濟證券化率對現金流的影響相比貨幣化程度、金融機構信貸比要低?？梢缘贸?，中國農業上市公司普遍存在融資約束，并且公司投資的大小與現金流的多少存在正相關關系，投資對內部現金流具有依賴性。
金融發展對融資約束的影響，從模型1’中能夠看出，貨幣化程度與融資約束的交叉項系數β5小于零，并且在5%的顯著水平上顯著，因此貨幣化程度在一定程度上能夠緩解公司的融資約束。金融機構信貸比與融資約束的交叉項系數β6小于零，并且在10%的顯著水平上顯著，金融機構信貸比一定程度上也緩解了公司的融資約束。經濟證券化率與融資約束的交叉項系數β7小于零，但不顯著，經濟證券化率對公司融資約束的影響不大，β5、β6、β7相比，β5、β6的值遠大于的值β7的值。因此，貨幣化程度、金融機構的信貸比、經濟證券化率有利于減輕企業的融資約束問題，貨幣化程度和金融機構的信貸比在緩解融資約束中的作用大于經濟證券化率。整體看，金融發展緩解了農業上市公司對企業內部現金流的依賴，減輕了融資約束問題，促進了公司投資。
四、結論與政策含義
本文以2004—2010年中國農業上市公司為研究對象，采用面板數據和系統GMM估計方法，探討宏觀金融發展對微觀企業融資約束的影響，進而對公司投資的影響，為金融發展與經濟增長的微觀機理提供經驗支持。本文的實證研究得出以下結論：
中國農業上市公司普遍存在著融資約束現象，只是融資約束的程度有所不同，公司的投資受內部現金流的影響較大，投資與內部現金流之間存在顯著正相關關系，投資對內部現金流的依賴越強，所受融資約束越大。但由于內外部融資成本的差別，使得農業上市公司更加愿意依賴內部現金流。
金融發展有利于緩解企業的融資約束程度，貨幣化程度和金融機構的信貸比對農業上市公司融資約束的影響較為顯著，經濟證券化率的影響較小，金融發展水平的提高通過減少企業投資對內部現金流的依賴，為企業提供更多的資金支持，通過減少投融資雙方的信息成本、交易成本，使企業能夠更好地把握投資機會擴大再生產，進而改變企業的融資狀況，促使企業投資的改變，進而促進宏觀經濟增長。
上述結論具有豐富的政策意義：
金融市場的發展在一定程度上能夠降低信息不對稱和道德風險問題，降低企業的融資成本，能夠減輕企業融資難的問題，而不發達的金融市場更容易存在融資約束的問題。我國屬于經濟轉型期的國家，金融市場體系不夠發達，農業上市公司的融資約束問題普遍存在，融資需求與供給之間的矛盾影響到企業的投資行為。資本市場發展減輕企業外部融資的難度，可以通過建立多層次資本市場，進一步深化金融機構的改革，推進金融機構的市場化發展，改善金融體系的內部構成以滿足經濟的增長。
現金流能夠有效緩解內部融資約束，農業上市公司更愿意依靠提高自身的盈利能力，減少對外部融資的依賴，增加內部融資。內部融資不能滿足資金需要時，不得不依賴外部融資，由于外部融資的成本高于內部融資的成本，從而影響公司的投資行為。金融發展在一定程度上能夠減輕公司的融資約束，應加大對農業上市公司的資金支持力度，使金融資源不斷豐富，金融結構不斷優化；要建立現代銀行制度，提高信息質量，降低信息的不對稱性，使農業上市公司能夠滿足資金的需求，讓資金更好地按照效率分配，提高社會的經濟效益；同時還要提高企業的管理者的素質，完善上市公司的治理結構，提高證券監管部門的監管力度，避免企業獲得大量資金而產生過度投資問題，導致沖突。在我國特殊的轉軌經濟背景和投融資體制下，應減弱農業上市公司的融資約束，增強企業的投資信心以穩定市場預期，使其更好更快地促進經濟發展。
參考文獻：
[1]Robinson Joan. The Generalization of the General Theory， In the Rate of Interest， and Other Essay [M].London： Macmillan， 1952.
[2]Lucas R. On the Mechanics of Economic Development [J].Journal of Monetary Economics， 1988， 22（1）：3-42.
[3]Shaw E S. Financial Deepening in Economic Development [M].Washington.DC： Brookings Institution， 1973.
[4]King， Robert G.， Levine， Ross.Finance and Growth： Schumpeter Might Be Right [J]. Quarterly Journal of Economics， 1993a， （108）：717-738.
[5]Love，I. Financial Development and Financing Constraints： International Evidence from the Structural Investment Model. Word Bank Working Paper， 2001，2694.
[6]Laeven L. Dose Financial Liberalization Reduce Financing Constraints？ [J]. Financial Management， 2003， 32（1）：5-34.
[7]Gelos G， Werner A. Credit Constraints and Collateral： Investment in the Mexican Manufacturing Sector[J].Journal of Development Economics，2002，（67）：1-27.
[8]Koo J， Shin S. Financial L Liberalization and Corporate Investments： Evidence from Korean Firm Data [J]. Asian Economic Journal，2004，（18）：277-292.
[9]Ghosh S. Did Financial Liberalization Case Financing Constraints？ Evidence from Indian Firm-Level Data [J].Emerging Markets Review， 2006， （7）：176-190.
[10]李斌，江偉.金融發展、融資約束與企業成長[J].南開經濟研究，2006（3）：68-78.
[11]饒春華.中國金融發展與企業融資約束的緩解——基于系統廣義矩估計的動態面板數據分析[J].金融研究，2009（9）：156-164.
[12]沈紅波，寇宏，張川. 金融發展、融資約束與企業投資的實證研究[J].中國工業經濟，2010（6）：55-64.
[13]況學文. 金融發展緩解公司融資約束程度研究[J].華東經濟管理，2011（5）：74-79.
[14]Hoshi T. Kashyap and Scharfstein D. Corporate Structure Liquidity and Investment Evidence from Japanese Industrial Groups [J]. Quarterly Journal of Economics，1991 （27） 106.
[15] 鄭江淮，何旭強，王華.上市公司投資的融資約束[J] .金融研究，2001 （11）：92-99.
【關鍵詞】企業；可持續發展的；投資；融資
自改革開放以后，我國經濟的發展速度明顯加快，尤其是在進入二十一世紀以來，社會主義市場經濟體制初步確立起來，給企業的發展帶來了新的契機和挑戰。對于現今企業來說，要實現可持續發展，就必須要重視利用投資以及融資手段。但是在利用這兩種手段的時候必須要從企業自身的實際能力出發，否則就會在投資、融資過程中產生很多問題，進而影響到企業的整體利益。目前企業在可持續發展中遇到的投資、融資問題主要包括外部融資難、融資渠道不暢、投資理念不科學、投資管理不到位等。如果不能對這些問題進行及時處理和有效控制，就會給企業的可持續發展帶來損失。
一、企業在可持續發展過程中遇到的融資、投資問題
1.企業資金不足，融資困難
企業的發展離不開資金的支持，充足的資金是保證企業正常運作的關鍵。而目前很多企業，尤其是中小型企業都面臨著資金短缺問題，資金的嚴重不足使得這些企業的發展束手束腳。而資金不足還會給企業的融資帶來極大的困難，現今很多企業在融資時都是使用自身資金或是進行內部融資。對于中小型企業來說，通過銀行貸款融資的所占比例極低，只占1/4左右，而很多外界金融機構以及一些有實力的投資者認為投資風險過大，回收率保障過低，故而向融資企業提出高投資回報的要求，這對企業的發展是極為不利的，外部融資困難是目前企業，尤其是中小型企業遇到的主要問題。
2.企業信用不足或是信用缺失致使籌資渠道不暢
很多企業在籌資以后，雖然有及時還款的意識，但是因為經營不善或是經營失敗導致其還款能力弱亦或是還款能力喪失，使其信用降低；另外，某些企業具備還款能力，但是因為缺乏還款意識，不愿信守承諾償還貸款，以至于企業的信用缺失；企業的信用體系不完善，信用數據資源缺失，比如信用調查、信用擔保、信用記錄以及信用評估等信息丟失等。這些因素都會導致企業的籌資渠道不暢，進而影響到企業融資效率。
3.企業的投資決策不科學，投資管理不善
投資是指企業將閑置的資金投入到其他項目，發揮資金的價值，增加企業的收益。但是如果企業管理者在投資之前不對投資項目進行仔細的調查和分析而盲目投資，就會導致投資過程中出現很多不確定性因素，投資風險也隨之增加；部分企業管理者僅憑自己的經驗，不對市場數據進行分析，不能正確判斷投資風險，無法精確計算出投資收益以及投資時間，致使投資風險增大；另外，有些企業管理者只重視外部投資，而忽略了企業的內部投資，比如員工培訓缺失、新產品開發不力等，這也是投資決策不科學的表現。
而對于投資管理來說，現今很多企業的內部控制制度都不完善，尤其是部分中小型企業，這也會嚴重影響到投資效果。其主要體現在很多重大決策上都是以管理者的個人意志為依據，不重視對財務可行性的研究。同時，管理者忽視了對投資風險的控制，風險防范工作未落實到位，使得投資風險增加。
二、企業如何解決可持續發展中的融資、投資問題
針對這一系列問題，企業必須要重視自身建設，提高自身的實力，才能將這些問題迎刃而解。
1.改進企業的內外環境，增強企業的資金實力
對于現今企業來說，沒有完善的內部財務管理制度，沒有先進的生產技術以及較高的管理水平是不可能盈利的。因此，企業必須要在這些方面做出改進，依靠創新，不斷改進自身的生產技術；學習經驗，不斷完善企業的財務制度，提高自身的管理水平，以此漸漸提升企業的資金實力，減少對外部資金的依賴。政府要對發展比較困難的企業進行支持，尤其是中小型企業，從立法、投資、稅收、融資等方面給予優惠政策，刺激企業的發展積極性。
2.加強企業的信用建設，拓寬籌資渠道
上文已經闡述企業融資困難的主要原因之一就是信用丟失，因此必須要加強對企業的信用建設。很多企業的信用低，并不代表其缺乏遵守信用的意識，而是限于其自身的管理水平、資金能力以至于無法顧及信用建設。對于此，一方面企業要加強信用建設，另一方面也可以引入第三方信用來加以彌補，積極借用社會信用來打破信用壁障，激發企業的發展潛力。政府要引導企業履行信貸誠信原則，增加金融機構以及實力投資者對融資企業的信任度，擴大企業的融資渠道。
3.以可持續發展思想指導企業的投資決策
對于現今市場的競爭形勢而言，企業在投資過程中必須要以“穩定發展”為理念，追求經濟的可持續發展。在實際操作中，企業可以一方面尋求外部合作，提高企業的可持續增長率，減少資金的投入量；另一方面可以對非核心業務投資進行適當剝離，尤其是對于企業已經無法負荷的項目，必須要“忍痛割愛”，以此減少流動資金投資，提高資金的周轉率，幫助企業可持續發展。
三、結束語
總而言之，在社會主義市場經濟高速發展的今天，企業在可持續發展的過程中進行融資和投資時，必須要對上述問題進行仔細的研究，確保投資的安全性，提高融資的質量，促進企業的可持續發展。
參考文獻：
[1]李博楠.我國大型建筑企業投資業務發展模式研究[D].北京交通大學，2011
房地產的投資和融資活動直接關系著房地產行業的發展以及房地產企業的發展，良好的投資融資活動，不僅能夠讓房地產企業有充足的資金進行相應的經濟活動，而且還能有效得帶動周邊經濟的發展，可以說，投資融資活動直接關系著整個房地產行業的發展水平。在當前我國特定的經濟環境下，房地產的投資融合的風險凸顯，嚴重制約著房地產行業的健康發展。
一、房地產投資風險產生的原因及對應措施
1、投資風險產生的原因房地產的投資風險可以大致分為外部風險和內部風險兩大類。其中，外部風險又包括：宏觀經濟風險、財政利率風險、市場風險等。外部風險包括：經營風險、財務風險。造成房地產投資風險產生的原因是：首先，房地產企業對市場中的信息掌握不全面，在開發房地產的時候沒有精確定位，對消費者的需求沒有進行充分的調研。比如在一些大城市，由于農民工的大量涌入，住房問題亟需解決，這時候廉租房的建設才能滿足人們的需求，但是由于開發商把握信息不準確，一味地投資高端商品房和高級別墅，從而遭到人們的冷遇。其次，宏觀形勢的突變。在市場經濟中，經濟形勢千變萬化，由此引發了很多經濟風險，房地產作為社會經濟中的重要環節，自然受到宏觀形勢的嚴重影響。比如市場的供求關系，建筑原材料價格、貨幣政策等。由于上一年的建筑材料價格和供求關系大，房地產的開發投資也就越大，但是由于宏觀形勢的突變，在這一年，建筑材料和供需發生了逆轉，但是房價還是按照原來的價格出售，自然無人問津，導致投資風險的產生。
2、房地產投資風險的規避措施要想在房地產投資活動中有效的規避風險，促進房地產企業的長足發展，除了一些無可避免的風險之外，更要加強對風險的規避。首先要充分地對市場進行調查，全面掌握市場信息，了解供求趨勢，進而掌握投資方向。市場信息的掌握包括人口結構的變化、居民收入水平的變化、原材料價格的變化等等。其次控制投資項目，防止因宏觀形勢的突變造成的巨大損失。在預期收益相同的情況下，要充分考慮到市場突變因素。適當地將投資力度縮小，在投資效益得到保障的前提下規避風險。
二、房地產融資活動中風險產生的原因和應對措施
1、融資風險產生的原因我國房地產行業發展雖然較好，但是其融資渠道卻非常的狹窄，目前能有效進行融資的有上市公司、銀行貸款、預售款以及企業墊款等等。但是這些融資渠道都在很大程度上受到國家宏觀經濟調控和政策的影響，進而對房地產的融資造成了巨大風險。首先融資金融中信貸的金額在逐年下降。這意味著從國家金融層面來說，信貸對房地產的融資已經沒有了以前的支持力度。就2010年來說，信貸融資的金額只占據全額的21%。同時，由于很多小房地產公司由于規模較小，在融資的過程中造成了很多的壞賬和死賬，出現了房地產行業信用較差的現象，進而影響其融資。其次缺乏穩定的資金來源，由于受到資產負債和期限配比和結構配比要求的限制，房地產的融資通常都是短期的，很多商業銀行為房地產提供貸款也是短期的，而房地產企業的經營周期通產較長，所以短期的資金來源不利于房地產的企業的長期發展。從銀行的角度出發，如果房地產長期持有融資金額，就會造成短存長貸的現象，流動風險增加。
2、房地產融資風險的應對措施首先，要拓展房地產行業的融資渠道，提高信貸融資的比例。但是，多元化的融資渠道要和多元化的業務相結合，因此，對于一些中小房地產企業來說，就應該加緊業務拓展，促進直接融資和間接融資的緊密結合，進而形成較為合理的融資結構，保證房地產企業資金的來源。除此之外，國家政策也要對房地產融資實行政策上的放松，比如優化產業結構，放寬房地產行業股票融資限制，鼓勵中小企業和創業板市場的發展以及放寬對私募性質股權投資基金的審批限制等等。其次，大力發展房地產債券市場，保證房地產資金的長期來源。發行房地產債權進行融資的方式，是目前相對穩定的一種長期融資方式，相比之下，風險有所降低，同時，也保證了房地產企業長期資金的來源?？紤]到房地產企業的經營周期需要長期穩定的資金來源，銀行和其它渠道的融資使用周期相對較短，不能滿足房地產發展的需求，同時，在政府對銀行的嚴格把控下，限制對房地產行業貸款以及限制其預售額等等都會給房地產的融資造成極大的影響，因此房地產的中長期的債權就為房地產企業提供了資金來源，保證了房地長在發展過程中的資金需要。
三、結語
總的來說，房地產企業的投資融資活動中存在的風險都對房地產行業帶來了巨大的沖擊，需要房地產企業把握當前的經濟形勢和國家政策形勢，把握市場動向，確定投資和融合的方向和手段，從而保證企業在發展過程中資金的穩定，進而實現長足發展。
作者：殷俊 單位：合肥師范學院
截至2013年年底，我國上市的701家中小企業中有221家企業是有風險投資機構進行投資的，另外480家企業則無風險投資機構進行投資。通過對這個221家中小企業的數據分析，發現有風險投資經歷的企業占全部企業的32%；風險投資在企業的平均持股比例（風險投資持股比例以企業年報中公布的，若為獨立的風險投資機構則是其單獨投資企業的股權比例若為多家風險投資機構聯合投資，則用匯總的持股權比例來衡量）為11%；風險投資機構性質包括兩種，國有和個人兩種性質（根據其招股說明書中公布的，如果其合伙人或股東中有中央或地方國資委、地方政府、發改委和科技部等部委，即為國有性質的風險投資機構），其中以國有性質的投資機構為主體；中小企業在融資活動中，借款融資變化值、實收資本變化值均值分別為總資產的0.3%和2.6%，其主要資金來源還是自有資金。
風險投資對中小企業發展的意義
有助于提高企業經營業績
風險投資在為企業提供資金的同時，往往還為企業提供一系列的增值服務。風險投資機構會參與企業盈余管理，他們的參與會提高企業IPO后的經營業績，有利于中小企業降低其經營風險，有利于企業的健康發展。而且風險投資持股比例越高，公司IPO后經營業績越好，越有利于公司的發展；不同性質的金融機構對企業經營業績的影響程度各不相同。獨立的風險投資機構相對于有政府背景和企業背景的風險投資機構更關注被投資企業的管理，更有利于企業價值的增值，能較好地促進企業IPO后收益的提高。而其他性質的風險投資機構對IPO后收益的影響則相對較小。
在國外，一些研究機構發現，美國上市公司中，有風險投資持股的公司往往經營業績好于無風險投資持股的公司；加拿大多家風險投資機構中，風險投資家的參與會大大降低信息不對稱給投資者帶來的影響，可以更好地促進企業交易的實現，從而提高企業的經營業績。
有助于完善企業內部治理結構
風險投資機構為確保自己的收益，會對企業的經營狀況進行有效監控，可以通過參與董事會這種最有效的方式減少風險，約束管理者的“道德風險”行為，從而降低成本。風險投資機構的參與會對公司董事會、股權結構和約束激勵等三方面產生影響，提升企業的治理水平，促進公司董事會、股權結構和約束激勵的不斷完善，有利于企業治理結構的改善。
可見，風險投資機構一方面會用自己豐富的專業知識和社會資源為企業提供幫助，提高企業的業績；另一方面，會對企業監督，降低成本，完善公司治理結構，促進中小企業的發展。
風險投資影響企業融資的因素
風險投資持股比例
風險投資機構在日常經濟活動中，往往有著廣泛的社交，由于業務往來的原因，常常會與其他風險投資機構以及商業銀行之間形成一定的社會關系網絡。投資者可以通過這個網絡，獲取企業的信息，從而降低資金提供方與需求方的信息不對稱，促進融資活動的開展，為企業獲得更多的債務資金和權益資金提供一定的幫助。尤其是風險投資機構的介入，可以為企業與金融機構間的信息傳播提供幫助，有利于降低企業與金融機構的信息不對稱，從而降低其融資成本。
風險投資機構往往有著專業的投資分析團隊，其投資的動向，會受到其他投資者的關注。風險資本對中小企業的投入，為其他投資者傳遞出中小企業前景較好，擁有高成長性，被風險投資機構認可的信息，從而降低其他投資者對中小企業投資的顧慮，有利于促進其他投資者注入資金。風險投資機構為了降低企業的財務風險，會對企業資金的收支情況進行監督；為了降低經營風險，往往會參與董事會的經營決策、參與企業發展戰略制定、管理層的雇傭和監督，提高企業自身的信譽和借款能力，使中小企業的風險得到有效地控制，能更好地吸引債權人進行投資。因此，風險投資持股比例越高，越有利于企業獲得外部融資的機會。
風險投資機構性質
不同性質的風險投資機構在對中小企業融資決策過程中體現出的融資偏好有所差異。國有性質的風險投資機構面臨融資抉擇時，公司更多地傾向于債務融資。這是由于國有性質的風險投資機構雖然還沒有完全實現市場化運作，但其擁有特殊的網絡關系。這種網絡關系，能為企業帶來更多債務融資的機會，可以幫助企業從銀行獲得更多的債務融資。
同時，隨著我國經濟體制改革的不斷深化，資本市場的不斷完善，企業與債權人溝通的渠道更加暢通，債務融資成本將會低于權益成本。而且，債務成本能為企業抵減一定的稅務支出，這些必然導致企業對債務融資的偏好。債務融資成本的降低將更加吸引企業融資的積極性。
結論與建議
通過上述分析，我們發現風險投資作為一種特殊的融資方式，一方面增加了中小企業的自有資金，提高了中小企業的信譽和借款能力；另一方面可以為中小企業治理結構的完善提供有益的幫助。而且在中小企業融資過程中，風險投資機構的參與能降低企業與投資者之間的信息不對稱，拓寬企業的融資渠道。風險投資機構持股的比重越大，越有利于企業獲得更多的資金；不同性質的風險投資機構對企業融資決策也會產生不同影響，政府背景的風險投資機構擁有資源的獨占性，能為企業尋求債務融資提供更多的優勢?？梢?，風險投資為中小企業融資創造了較多的資源，但與部分發達國家相比，我國風險投資為中小企業融資提供的幫助還很有限，仍需進一步提高。因此，為了更好地發揮風險投資對企業融資的促進作用，應從以下幾方面著手：
完善風險投資的退出機制，加強相關法律法規的健全。風險投資的高風險性，使投資者投資非常謹慎。股票轉讓是風險投資最為理想的退出途徑，雖然我國已推出了創業板市場，為風險投資機構提供了較好的退出途徑，但各項制度還不健全，使其退出還存在一定的障礙。只有為風險投資建立暢通的資金退出渠道，才能解決風險投資家的后顧之憂，才能更好地激勵風險投資機構進行投資，從而幫助中小企業獲得更多的資金。
加大政府引導性風險投資的力度，拓寬政府支持企業融資的形式。根據我國風險投資發展的特點，現階段應充分發揮政府引導性風險投資的帶動作用，應進一步增加政策性風險投資基金的投入，加強對中小企業融資的政策支持力度，可以通過財政補貼、稅收優惠、政府采購和提供擔保等多種形式為中小企業融資提供便利。
關鍵詞:融資融券;股票型基金;創新
我國首批6家證券公司已經作為試點正式開啟融資融券業務,隨著融資融券相關制度的不斷成熟,它將擴展證券公司的傳統業務,成為一個新的贏利點。融資融券給中國股票市場引入了做空機制,使原來的單邊交易模式變成雙邊交易,會大大改變中國證券市場的現狀。融資融券業務對證券市場的影響十分廣泛,不僅涉及到證券公司和投資者,而且也將直接影響到中國股票型投資基金,對中國股票型投資基金的創新方向起到了路標作用。
一、融資融券制度及其中國特色
融資融券是一種信用交易方式,具體包括證券融資交易和證券融券交易。 證券融資交易指投資者預期股票價格將會上漲,以保證金交易方式購入股票,差額部分由證券公司墊付,投資者支付利息。證券融券交易指投資者預期股票價格將會下跌,通過支付一定比例的保證金,向券商借入股票后按現行價格賣出,借出股票股息由投資者支付。簡單地說,融資指買空,融券指賣空。
融資融券在我國的資本市場中最早出現在90年代初,當時的法規沒有禁止融資融券,大量客戶向證券營業部借錢買股票或借股票來賣。由于處在資本市場發展早期,金融監管體系不完善,監管能力跟不上,證券市場內相關參與主體自我約束意識缺乏,大量違規事件的發生使得證監會在1996年明令禁止融資融券業務。中國現階段推行融資融券業務,出于風險防范的考慮,對于業務的交易各方以及交易所涉及的標的物和保證金都有著更加嚴格的規定:
首先,對申請開展融資融券業務試點的證券公司要求較高,須是創新試點類證券公司。從經營角度,要求公司須從事證券經紀業務已滿3年、公司治理健全、內部控制有效;從財務角度,要求公司要滿足最近6個月凈資本均在12億元以上等條件;從業務角度,客戶交易結算資金第三方存管方案已經證監會認,并在試點期間只允許證券公司利用自有資金和自有證券從事融資融券業務。
其次,對投資者交易資格也有嚴格規定,要求客戶具有符合要求的擔保品和不少于50萬的資金,交易中所得證券或者資金都應交付證券公司,作為擔保物。證券公司在客戶不能按時、足額償還證券或資金的情況下,有權進行強制平倉。
第三,為了防止對標的證券的市場操縱,減少人為影響因素,規定標的證券要在交易所上市3個月以上,股東人數不少于4000人,流通市值不低于5億(融資買入標的股票)或8億(融券賣出標的股票)。同時為了避免高杠桿效應帶來的高風險,要求融資融券保證金比例不低于50%,并根據中國股市起伏過大的現狀,規定投資者融資融券的期限不得超過6個月。在有價證券沖抵保證金的方面,依據有價證券的風險大小規定:股票折算率最高不超過70%,ETF折算率最高不超過90%,國債折算率最高不超過95%,其他上市的基金和債券折算率最高不超過80%。
二、融資融券制度對股票型投資基金發展的影響
融資融券業務會給股票型基金帶來價值重估的機會,尤其是交易型開放式指數基金(ETF)和高折價的封閉型基金。融資融券業務的相關規定和特點會使投資者對ETF和高折價封閉型基金的需求大量增加,ETF的規模會呈現出爆發式增長,封閉型基金的高折價現象會得到顯著改善。
1.融資融券對指數型基金發展的影響
指數基金(Index Fund),顧名思義就是以指數成份股為投資對象的基金,即通過購買一部分或全部的某指數所包含的股票,來構建指數基金的投資組合,目的就是使這個投資組合的變動趨勢與該指數相一致,以取得與指數大致相同的收益率。從規模看,中國市場已成為全球第二大指數型基金市場。
根據是否能在二級市場上交易,我國的指數型基金可以簡單地分成兩類,一類是ETF(Exchange Traded Fund),交易型開放式指數基金,國內稱為交易所交易基金,這種基金的交易模式兼顧了普通開放式基金和封閉式基金的優點,既可以在一級市場上申購和贖回,還能在二級市場上交易,擴寬了投資者的交易途徑。另外一類是普通的開放式指數型基金,投資者只能在一級市場上交易,由于交易途徑的受限,發展速度不及ETF基金。
融資融券的推出,無論是短期還是長期來看,對我國指數型基金都有著積極的影響。首先從短期來看,首批融資融券標的股票有90只,這些股票的流動性和市場關注度會隨著融資融券的推出有一定幅度的上升,流動性的增加能夠使這些股票享受到流動性溢價,市場給予的估值水平會有所提高,尤其是首批90只股票基本上都是大盤藍籌股,大盤股經過最近一年的調整,估值水平相對較低,有一定的補漲需求。根據融資融券可沖抵保證金證券的規定,首批標的股票可沖抵保證金的折算率是75%,高于非成分股票65%的折算率,較高的折算率會使這些股票具有一定的新的交易價值。深證成分指數、上證50指數中的成分股包含了首批標的股票。綜合以上因素,相關指數基金在一級市場上的凈值會因股票價格上漲有所提升;在二級市場上,指數基金價值增值的預期會帶來大量的大盤,進一步推高指數基金的交易價格。
從中長期來看,融資融券的推出給股票市場引入了做空機制,把原來的單邊交易模式變成了雙邊交易模式,既能做多又能做空的雙邊機制會使上市公司的股價更合理,更準確地反映公司內在價值,市場有效性的提高會增大投資者尤其是個人投資者在獲取超額收益方面的難度。在保證市場績效的同時,較低管理費的指數型基金會更加吸引投資者。
融資融券保證金制度規定了除現金以外的保證金的標的物,這些標的物相對于現金都有不同程度的折價,單就股票相關標的物而言,ETF的折算率最高,為90%,一般股票型基金是80%,股票折算率最低,為70%。這就意味著在將來的融資融券業務中,相對于股票充抵保證金證券品種而言,投資者可以用較少的資金購買ETF作為保證金,獲得同樣的交易額度。
隨著我國融資融券業務的不斷成熟,融資融券標的物也會從開始的股票逐步擴展到ETF等上市交易型基金。當ETF成為融資融券標的物的時候,投資者可以借助融資融券對ETF進行套利。ETF目前的套利模式有一定的缺點,時間上的滯后性使得瞬時套利的效果不太好,融資融券可以有效地改善ETF套利時滯性的缺點。當ETF在二級市場上出現溢價交易時,投資者可以在一級市場上申購ETF的同時在二級市場融券賣空ETF;投資者面對ETF折價交易時的操作是:在一級市場贖回ETF的同時在二級市場融券賣空ETF的標的股票,從而套利者者可以利用融資融券消除一級市場上申購、贖回和二級市場上交割之間的時間差。
融資融券業務能夠有效改善ETF的套利效果并使ETF具有杠桿操作效應,借助融資融券,ETF的數量和規模會有一個快速的發展。
2.融資融券對于高折價封閉型基金發展的影響
隨著我國融資融券業務的逐漸成熟,封閉型基金在可以預期的時期內能夠做為融資融券保證金的標的物,并且折算率相對股票比較高,同時我國的封閉型基金由于封閉期較長,缺乏流動性,普遍存在著高折價的現象,這就給投資者提供了利用高折價封閉型基金來放大杠桿操作的機會,進一步提高資金的使用效率。而且,封閉型基金的歷史波動性要小于股票的波動性,便于投資者做好風險控制,保持杠桿率的穩定性。在融資融券業務中,高折價封閉型基金的折算率較股票更高是一個特殊優勢,投資者對封閉型基金的需求會大幅增加,封閉型基金流動性的提高會給予封閉型基金流動性溢價,有效改善封閉型基金高折價現象。
另外,投資者還可以借助融資融券交易進行無風險套利活動,先進行投資組合構造:首先挑選出合適的折價封閉型基金構成組合,計算出該基金組合的β 值,然后選取可融券標的股票構建股票組合,保證股票組合的β 值等于基金組合β 值。組合構建完成后,進行市場操作:買進所構造基金組合,同時融券賣出所構造股票組合,持有封閉型基金凈值回歸平價(到期日或轉開放日),贖回或賣出基金并買券平倉。但由于融券的最長期限不能超過6 個月,該無風險套利操作只適合距離到期日不超過6個月的封閉型基金。不過這一套利模式短期來說不具可行性,因為我國目前所有封閉式基金距離到期日都在2年以上。在不遠的將來,套利活動會引起投資者對高折價封閉式基金的大量需求,從而推高封閉式基金的交易價格。
三、中國股票型投資基金的創新分析
融資融券業務將給基金產品創新帶來契機,基金產品投資范圍擴大以及雙邊交易機制能夠使基金經理有更大的操作空間,投資策略和操作手法也會更加多樣化。在將來的基金投資策略中,融資融券帶來的杠桿化操作會使數量化投資模式運用的越來越多,基于融資融券業務的創新型基金也會出現,目前基金投資策略趨同、投資手法單調的現象將得到改善。
1.股票型投資基金創新具有的優點
進行基金創新,可以借鑒國外比較成熟的產品,譬如130/30基金。這種基金是主動管理型基金,資產由兩部分的投資組合構成,即多頭和空頭。基金經理用所有本金追蹤某種指數,初步建立多頭頭寸;同時通過融入相當于基金原有凈值30%的證券,并拋空這部分融券,再將拋空所得的現金增加原有的多倉倉位,這樣基金將資產的30%投資于空頭組合,130%投資于多頭組合,用100%的資金建立起了160%的組合規模。雖然利用了投資杠桿,基金的凈權益風險仍然保持與傳統指數型基金相當的水平,使得基金能夠產生較高的超額收益。舉例來說,如果一只130/30基金具有100萬美元的資產,那么它會用100萬美元買入一個股票的投資組合,同時融入價值30萬美元的證券并賣掉。所得30萬美元再次增加多頭頭寸,基金的投資就完成了130%的多頭和30%的空頭的組合。
跟130/30基金類似的主動型基金還有120/20、125/25、140/40,其中130/30的比重是最大的,占到了52%。美聯儲T條例對于風險敞口擴大的限制,以及基金邊際超額收益會隨著杠桿比例擴大而下降同時風險大幅上升的原因使得130/30基金占據了相關市場的主導地位。
我國傳統的股票型基金只能單向做多,在市場下跌的情況下,只能通過減少倉位或調倉防御性股票減少股價下跌帶來的損失,實現相對收益。130/30基金是雙邊投資基金,引入了做空機制,投資者通過建立適當比例的空頭頭寸可以在一定程度上規避系統性風險引起的股價下跌損失,還可以賣空預期不好的股票來獲取超額收益。
在利用行業研究報告、股票研究報告方面,我國傳統的股票型基金只能選擇研究報告中建議增持的股票進行投資, 獲取投資收益,建議減持股票的信息不能給基金帶來收益。130/30基金可以賣空建議減持的股票,賣空所得用來增加預期表現較好的股票投資比例,提高資金的使用效率,更大程度上利用研究報告的信息。
130/30基金的多頭頭寸比例是本金的130%,空頭頭寸比例是本金的30%,雙邊交易機制使得多頭頭寸和空頭頭寸都可以給本金帶來收益,即意味著投資者能夠用100%的本金建立160%的持倉規模,操作的杠桿效應在預期準確的情況下能夠給投資者帶來更大的本金回報率。
2.股票型投資基金創新引起的風險分析
130/30基金的優點來自于空頭頭寸的建立,能否通過做空機制獲得超額回報,關鍵在與空頭倉位的靈活運用,不能機械地使用固定比例模型。做空機制和杠桿效應會加大130/30基金的操作難度和操作風險,管理者需要有更有效的風險控制體系。
衡量股票系統性風險的指標β系數,也可以用來衡量基金的系統風險,基金的系統風險可通過組合股票的貝塔值加權平均得到。130/30基金的多頭頭寸一般是跟蹤某種指數,把傳統指數基金的β系數作為基準,那么業績基準的β值就是1。130/30基金的系統風險若要跟基準保持一致,多頭頭寸的β加權平均值應該是1.3,同時空頭頭寸的的β加權平均值須是0.3,這會加大頭寸建立的研究難度和操作難度。而且β值的時變性需要基金對頭寸實施動態調整來維持與基準一致的風險,這無疑會增加交易成本和管理成本。
若在我國推出130/30基金等創新基金,初期階段基金公司或基金經理在建立空頭頭寸方面的經驗不很豐富,可能會機械地運用數量化投資模型挑選出一些表現較差的股票,并按固定的比例建立空頭頭寸。根據我國股票市場的現況,業績較差的股票價格不一定會下跌,有時候反而會受到炒作,機械式的賣空不但不會獲得超額收益,還會遭受損失?？疹^頭寸的倉位需要根據市場不斷的變化情況動態地作出調整,引入空頭機制的基金需要適當具備經驗的投資者來運作才能更有效地發揮作用。
另外,130/30基金的相關費用會比傳統基金要高:進行融券和建立空頭頭寸時會產生一定的交易費用以及支付賣空股票的股利;為了控制風險,動態調整空頭頭寸會導致股票交易頻繁,交易傭金居高不下。
當然從我國目前融資融券的制度安排來看,對于抵押標的以及融券賣出資金的使用有一定限制,完全復制國外的130/30基金難度很大,不過這是我國股票型基金借助融資融券實現創新的一個方向。
參考文獻:
[1]曾康霖.金融學教程[M].北京:中國金融出版社.2006年4月.
[2]《證券公司融資融券業務試點管理辦法》.中國證監會.
（一）研究設計
在金融發展與經濟增長領域文獻的實證研究中，一個重要的關注點是內生性的把握。簡單的OLS回歸只能證明金融發展程度與經濟增長之間的相關關系，這既可以被解釋為金融發展對經濟增長的促進，同樣可以解釋為金融發展水平隨著經濟增長而逐步提高，也就是說存在反向因果的可能性。研究融資約束與企業成長性同樣存在反向因果造成的內生性問題，一方面，融資約束較松的企業由于更容易獲取用于投資和生產經營的資金，從而能夠實現更快速的企業成長；另一方面，企業的快速成長向銀行和非銀行金融機構提供了關于企業生產經營的良好信息，這會有助于企業獲取外部融資、緩解融資約束。為了控制該內生性問題，筆者參照Rajan和Zingales[11]采用DID方法，設立行業外部融資依賴度與銀行業發展水平、行業外部融資依賴度與風險投資發展水平的交叉項，通過考察該交叉項對企業成長性的影響來考察融資約束對企業成長性的影響。若交叉項在對企業成長性的回歸中系數為正，則說明外部融資依賴度高的企業在銀行業發展水平（或風險投資發展水平）越高的地區成長性越高，從而說明銀行業發展（或風險投資發展）能夠通過緩解企業的融資約束狀況促進企業的成長。
（二）樣本數據
筆者數據選取2002—2013年A股主板、中小板和創業板上市公司，剔除掉ST、金融行業，同時刪除了所有者權益為負和數據不完整的公司，最終得到的研究樣本共有2193家公司，12184個觀測值。樣本公司的財務數據主要來自于Wind數據庫，托賓Q指標源于Resset數據庫。借鑒吳超鵬等[12]所采用的方法對于上市公司有無風險投資背景進行識別。第一，若上市公司十大股東的名稱中含有關鍵詞“風險投資”“創業投資”“創業資本投資”，則該公司被認定為具有風險投資背景。第二，若上市公司十大股東的名稱中含有關鍵詞“高科技投資”“高新投資”“創新投資”“科技投資”“技術改造投資”“信息產業投資”“科技產業投資”“高科技股份投資”“高新技術產業投資”“技術投資”“投資公司”“投資有限公司”，則需進一步判定，若其被《中國風險投資年鑒2002—2013》①[13]收錄，則該公司具有風險投資背景，否則該公司被認為無風險投資背景。吳超鵬等[12]使用了《中國創業投資發展報告》[14]，筆者之所以采用《中國風險投資年鑒》，是因為其覆蓋的機構數超過了《中國創業投資發展報告》，并且列出了海外風險投資機構。實際上，兩者所列的機構有相當大一部分交集。為了集中考察企業規模和抵押品對融資約束的影響，筆者以資產總計的中位數劃分大企業和中小企業，用固定資產占總資產比重的中位數劃分抵押品多和抵押品少的企業分別進行回歸分析。為了去除離群點對回歸結果造成的偏誤，筆者所有數值型變量均采用Winsor方法去除前后1%的觀測值。此外，筆者采用證監會的行業分類標準對企業所屬行業進行分類。
（三）變量定義
筆者以凈利潤增長率（ProfitGrowth）衡量企業成長性，以是否有風險投資背景（VCFinancing）衡量企業是否獲得風險投資，以獲取短期借款占資產總計的比重（DebtFinancing，DebtFinancing2）衡量獲取銀行貸款融資的程度。以行業為單位，計算每個行業中所有企業外部融資比率的中位數，作為該行業整體外部融資依賴程度指標（ExtDep）。以省份為單位，計算每個省份中所有企業獲取銀行貸款融資程度的平均數作為該省的銀行業發展程度指標（BankDev），計算每個省份中所有企業獲取風險投資的平均數作為該省的風險投資發展程度指標（VCDev）。回歸中所用的控制變量包括：企業規模以資產總計（As－set）或者營業收入（Income）衡量，企業有形性以固定資產占總資產的比重（Tang）衡量，企業年齡以企業上市年數（Age）或者成立年數（Age2）衡量，托賓Q值以市場價值與期末總資產之比（Qc）或市場價值占資產總額與無形資產凈值之差的比重（Qd）衡量，稅盾以營業費用和管理費用之和占營業收入的比重（TaxShield）或者財務費用占三項費用的比重（TaxShield2）衡量，盈利性以凈資產收益率（ROE）或者總資產回報率（ROA）衡量，破產風險以一系列相關指標組合成破產風險指標（Z）衡量，具體變量的定義見表1。筆者所有的回歸分析中均包含年份啞變量，以控制年份固定效應。
（四）描述性統計
表2是對以上主要變量的描述性統計，表3為按照是否有風險投資背景區分子樣本之后的變量統計數據表。
二、實證分析結果
為了考察不同融資渠道對企業成長性的影響差異，筆者首先進行如下形式的回歸分析：ProfitGrowthijtp=β0+β1×ExtDepjt+β2×VCDevit+β3×（ExtDepjt×VCDevit）+Controls×δ+γt+φp+εitp（1）ProfitGrowthijtp=β0+β1×ExtDepjt+β2×BankDevit+β3×（ExtDepjt×BankDevit）+Controls×δ+γt+φp+εitp（2）其中，ProfitGrowthijtp指的是i省j行業t年p企業的凈利潤增長率，ExtDepjt指的是j行業t年平均的外部融資依賴度，VCDevit和BankDevit分別指的是i省t年的風險投資發展程度和銀行業發展程度，Controls是回歸的控制變量，包括企業規模（Asset）、有形性（Tang）、上市年限（Age）、上市年限的平方項（Age_Sq）、托賓Q值（Qd）、破產風險（Z）和稅盾（TaxShield）。等式（1）主要考察風險投資對企業成長性的影響，等式（2）則考察銀行貸款對企業成長性的影響。著重關注交叉項系數β3，若（1）式β3顯著為正，則說明外部融資依賴度較高的企業，在風險投資發展水平越高的省份，中小企業成長越快；若（2）式中β3顯著為正，則說明外部融資依賴程度較高的企業，在銀行業發展水平越高的省份，大企業成長越快。為了考察不同企業規模和有形性下融資渠道對企業成長性的差異性影響，筆者首先以企業資產總計的中位數為標準，將樣本分為中小企業和大企業分別進行回歸，結果見表4；然后以固定資產占總資產比重的中位數為標準，將樣本分為抵押品較少的企業和抵押品較多的企業分別進行回歸，結果見表5。表4中第1、2、5、6列為中小企業樣本，3、4、7、8列為大企業樣本，第1、3、5、7列僅僅加入核心自變量，第2、4、6、8列在核心自變量的基礎上加入了控制變量。比較第1、2列與第3、4列，大企業增長性對外部融資依賴程度以及風險投資發展水平不敏感，而中小企業增長性與兩者顯著相關，比較第5、6列與第7、8列可以得出同樣的結論。這說明，融資約束問題主要困擾的是中小企業而不是大企業，大企業由于執行較為規范的會計準則，具備完善的財務數據，信息不對稱程度小，能夠獲取充足的外部融資；而中小企業則由于信息不對稱程度高、抵押品少等面臨較為嚴峻的融資約束，無法獲得充足的外部融資。根據第1、2列，外部融資依賴度指標（ExtDep）系數顯著為正，風險投資發展程度指標（VCDev）系數不顯著，兩者交叉項（ExtDep×VCDev）系數顯著為正，這說明從事外部融資依賴度較高行業的中小企業，在風險投資發展程度較高的省份，成長性較快；根據第5、6列，外部融資依賴度指標（ExtDep）系數顯著為正，銀行業發展程度指標（BankDev）系數不顯著，兩者交叉項（ExtDep×BankDev）系數顯著為負，這說明從事外部融資依賴度較高行業的企業，在銀行業發展程度較高的省份，成長較慢。這說明，對于依賴外部融資的中小企業而言，銀行業發展程度的提高并不能提高企業的成長性，而風險投資行業發展程度的提高則能顯著提高企業的成長性。作為融資渠道，風險投資相比于銀行貸款更能緩解中小企業的融資約束。表5按照企業有形性對樣本進行區分，比較第1、2、5、6列與第3、4、7、8列，發現抵押品較少的企業的成長性受外部融資依賴度和金融發展水平影響較大，而抵押品較多的企業成長性對上述指標不敏感，這說明在當前我國金融體系下，受到融資約束困擾的是抵押品較少的企業，因為抵押品是獲取包括銀行貸款在內的諸多外部融資的前提條件。交叉項的系數進一步支持了表4的結論，從事外部融資依賴度較高行業的企業，在銀行業發展程度較高的省份，成長性較慢，而在風險投資發展程度較高的省份，成長性較快?？刂谱兞康南禂狄卜侠碚擃A期。對于抵押品較少的企業而言，企業規模與成長性不顯著，而對于抵押品較多的企業而言，企業規模與成長性具有顯著的正相關關系，這是因為抵押品較少的企業通常是規模較小的企業，還不具有生產的規模效應，而抵押品較多的企業則通常規模較大，生產的規模效應導致規模越大企業成長性越快。對于規模較小的企業，有形性與成長性具有顯著的負相關關系，而對于規模較大的企業，有形性與成長性不相關，這是因為規模較小的企業通常參加更多的研發創新活動，過多的有形資產占用了企業并不富余資金中的大部分，將不利于企業通過研發創新獲取生產進步和企業成長，而規模較大的企業由于融資約束較松，不存在有形資產與研發創新之間爭搶資金資源的現象。上市年限對企業成長性的影響不顯著，且影響的方向不一致，這說明企業成長性與上市年限之間沒有直接的相關關系。對于大企業來說，托賓Q值與成長性具有顯著的正相關關系，而對于中小企業該相關關系不顯著，這說明股票市場能夠及時發現大企業的成長性，并將成長性反映了較高的托賓Q值，而股票市場發現中小企業成長性的能力較差，原因在于中小企業生產經營活動的不確定性程度高，且財務指標信息相對不健全，其未來成長盈利無法及時傳遞給投資者，從而無法轉化為更高的托賓Q值。對于抵押品較少的企業而言，破產風險與成長性具有顯著的負相關關系，而對于抵押品較多的企業，該關系不顯著，這說明抵押品較少的企業由于無法獲取充足的外部融資支持，成長性的下降能夠通過企業自身財務狀況的惡化迅速地傳導而導致企業破產風險上升，而抵押品較多的企業由于能夠獲取更多的外部融資，成長性的下降并不必然導致企業財務狀況的惡化從而破產風險上升。稅盾與企業成長性的關系顯著為負，這說明快速成長中的企業對通過調整融資結構獲取稅收優惠的動機不強烈，而成長性較低的企業才有更強的動機獲取稅收的優惠。分析表4、表5筆者可以得出，風險投資發展程度的提高（而不是銀行業發展程度的提高），能夠緩解從事外部融資依賴度高的行業的企業的融資約束問題，這一效果在規模小、抵押品少的企業中更加顯著。作為企業獲取外部融資的兩種方式，風險投資和銀行貸款為什么在緩解規模小、抵押品少的企業的融資約束狀況上存在如此明顯的差異？影響企業獲取風險投資和銀行貸款的因素分別是什么？接下來筆者進行如下的回歸分析：VCFinancingijtp=β0+β1×Assetijtp+β2×Tangijtp+β3×Ageijtp+β4×Agesqijtp+β5ROEijtp+β6×Zijtp+β7×TaxShieldijtp+γt+φp+εijtp（3）DebtFinancingijtp=β0+β1×Assetijtp+β2×Tangijtp+β3×Ageijtp+β4×Agesqijtp+β5×ROEijtp+β6×Zijtp+β7×TaxShieldijtp+γt+φp+εijtp（4）其中，VCFinancingijtp和DebtFinancingijtp分別衡量企業獲取風險投資和銀行貸款程度②，公式（3）和（4）分別考察了影響企業獲取風險投資和銀行貸款的影響因素。從表6中可以看出，企業能否獲取風險投資與企業規模（Asset）不相關，而與企業有形性具有顯著為負的相關性，從表7中可以看出，企業能否獲取銀行貸款則顯著地正相關于企業規模和企業有形性。這說明，作為企業獲取外部融資的方式，銀行貸款更傾向于規模較大以及抵押品較多的企業，因為這些企業具有更穩定的經營活動和未來現金流，具有獲取外部融資充足的抵押品，因此規模大、抵押品多的企業能夠獲取充足的銀行貸款融資；而規模小、抵押品少的企業，由于無法提供充足的抵押品、未來現金流不穩定、信息不對稱程度高，較難獲取充足的銀行貸款融資。風險投資作為企業獲取外部融資的另一種方式，對企業規模不敏感，對企業抵押品同樣也不敏感，但由于抵押品較少的企業不能獲取足夠的銀行貸款融資而轉向風險投資，導致抵押品較少的企業反而風險投資獲取較多。從影響企業獲取風險投資和銀行貸款影響因素的回歸分析看，實證結果支持了理論上對于風險投資及銀行貸款融資方式差異的討論。因為風險投資多以股權投資形式存在，而銀行貸款則主要形成公司負債，因此風險投資更加傾向于風險高、收益也高的中小企業，而銀行貸款傾向于風險低收益低的大企業；銀行貸款專業化程度低，主要通過監控貸款企業的財務狀況確保貸款收益，而風險投資專業化程度高，更加積極主動地參與到企業戰略制定和經營管理中，因此銀行貸款大多以抵押品為首要條件，通過控制企業提供給銀行的抵押品來確保銀行貸款收益，而風險投資則大多不需要企業提供抵押品，通過參與企業戰略制定和經營管理促進企業發展確保投資收益[15]。為了檢驗上述結論的穩健性，筆者進行了穩健性檢驗③：首先，將衡量企業規模的指標由資產總計（Asset）替換為營業收入（Income），將盈利性指標從凈資產收益率（ROE）替換為總資產回報率（ROA），將托賓Q值由市場價值占資產總額與無形資產凈值之差的比重（Qd）替換為市場價值與期末總資產之比（Qc），將企業上市年數（Age）替換為企業成立年數（Age2），進行回歸分析；其次，考慮到內生性問題，筆者將所有財務指標滯后一期進行分析。檢驗結果顯示，各項指標之間關系與筆者研究結論沒有實質性差異，支持了之前得出的結論。
三、緩解中小企業融資約束的政策建議
截至2013年第三季度末，全國工商注冊的中小企業總量超過4200萬家，比2007年增長了49.4%，占全國企業總數的99%以上；同時，中小企業也貢獻了58.5%的GDP，68.3%的外貿出口額，52.2%的稅收和80%的就業，在促進國民經濟平穩較快增長、緩解就業壓力、實現科教興國、優化經濟結構等諸多方面，均發揮著越來越重要的作用。[16]因此，解決中小企業的融資約束以及快速穩定成長問題具有重要的現實意義，同時也帶來深刻的啟示。
1.要積極支持非銀行金融體系的發展，形成銀行貸款與風險投資相互補充的中小企業融資格局。當前我國中小企業融資難、融資貴現象普遍存在，這與我國以銀行尤其是國有大型商業銀行為主的金融體系不無關系。由于銀行貸款本身具有的依賴抵押品、專業化程度低以及債務融資的特點，銀行體系的發展不會改變銀行貸款傾向于規模大、抵押品多的企業的特征。盡管政府一再出臺干預型政策，但不可能從根本上緩解中小企業融資難、融資貴現象。而包含風險投資在內的非銀行金融機構，由于具有不依賴抵押品、專業化程度高、股權融資為主等特點，能夠有效地緩解中小企業的融資約束、促進中小企業的發展與成長。特別是對一些具有核心技術、市場前景廣闊的高科技企業作用更優。因此，進一步的金融改革應當更加大力發展非銀行金融體系，建立一個包括金融機構和金融市場、銀行和非銀行金融機構共同發展的多層次的金融體系。
2.提高風險投資的收益，吸引更多的社會資金投入風險項目。由于缺少投資渠道，很多社會資金流入了回報較高的“地下錢莊”，破壞了正常的金融秩序，給社會穩定埋下隱患。提高風險投資的成功率和回報，可以吸收更多的社會資金投入實體經濟，有效解決社會資金的投資需求。中小企業大多為家族企業或合伙企業。引入風險投資必須明晰企業產權、確定股權比例，建立現代企業治理結構。這必然會促進中小企業規范化管理水平的提高。另外，風險投資公司為了提高投資收益，往往會積極地參與企業戰略研究，向企業提供專業的財務、營銷咨詢，幫助企業吸收先進的管理經驗和新的經營方式，不斷給企業輸入新信息，增強企業的內生動力。這種主動參與經營的投資方式，使得由風險投資支持發展起來的企業，成長遠快于使用銀行貸款的公司。因此，扶持風險投資不僅可以緩解中小企業融資難問題，而且對于中小企業的快速持續發展具有重要的作用。但從目前情況看，收益因素仍是制約我國風險投資市場發展的主要原因。據統計，2004—2008年近三分之二的風險投資項目退出時發生虧損[17]。因此，政府應當把重點放在研究制定收益改善型的政策措施上來，進一步加大稅收優惠力度，出臺新的免稅、退稅、稅收扣除、加速折舊等激勵政策，給予風險投資公司利益讓渡。同時，大力發展資本市場，解決好符合條件的中小企業長時間排隊不能及早上市的問題，降低風險投資的隱形成本。眾所周知，美國納斯達克是與眾多創新型小企業一同成長起來的資本市場，已發展成為全球創新型小企業最向往的上市場所。我國很多優質的中小企業，由于在國內上市難，不遠萬里跑到美國上市。與納斯達克相比較，我國的創業板和中小板市場，還存在大量的制度性問題需要解決和完善，這也為今后的改革提供了空間和方向。
長期股權投資成本法、權益法以及按照公允價值計量的金融資產之間的轉換分六種情況，會計處理非常煩瑣。如果考慮轉換過程中出現的資產賬面價值與計稅基礎不同產生的暫時性差異，還需進行遞延所得稅的確認和轉回，相關處理更加復雜。筆者在總結本人教學經驗的基礎上，結合相關文獻，對相關業務處理進行了系統的總結。
［關鍵詞］
長期股權投資；成本法；權益法；金融資產
1公允價值轉換為權益法基本思路
①交易性金融資產或可供出售金融資產的初始與后續計量，以及權益法下長期股權投資初始成本的確認，都是采用公允價值，因此長期股權投資的初始投資成本＝轉換日原金融資產的公允價值＋新增投資的公允價值。
②由于該金融資產已經消失，該資產公允價值與賬面價值之間的差額，以及該金融資產在持有期間產生的累積公允價值變動也相應轉入投資收益。
③根據該長期股權投資的擬持有期限來決定是否確認遞延所得稅負債。［例1］2015年1月，A公司支付1000萬元購入B上市公司5％的股份（作為交易性金融資產核算），2015年6月底該股份公允價值為1100萬元。2015年11月底，A公司又支付5000萬元購入B公司20％的股份，原5％股份的公允價值為1300萬元。
（1）2015．1借：交易性金融資產———成本1000貸：銀行存款1000（2）2015．6．30借：交易性金融資產———公允價值變動100貸：公允價值變動損益100該金融資產賬面價值為1100萬元，計稅基礎為1000萬元，產生應納稅暫時性差異100萬元，由于該事項的發生將影響會計利潤，應確認所得稅費用和遞延所得稅負債100×25％＝25萬元。借：所得稅費用25貸：遞延所得稅負債25（3）2015．11借：公允價值變動損益100貸：投資收益100借：長期股權投資6300貸：交易性金融資產———成本1000交易性金融資產———公允價值變動100銀行存款5000投資收益200。
2公允價值轉換為成本法基本思路
①如果追加投資之前雙方為獨立企業，轉換后長期股權投資初始成本的確認，仍然按照公允價值計量，長期股權投資初始成本＝轉換日原投資公允價值＋新增投資成本，累計公允價值變動也一并轉入當期投資收益，轉換日形成的暫時性差異必須確認遞延所得稅負債，其他處理與上文相同。
②如果追加投資之前雙方屬于同一集團，轉換后以被合并方所有者權益體現在最終控制方合并財務報表中的賬面價值份額作為長期股權投資初始入賬成本，累計公允價值變動也一并轉入資本公積，其他處理與獨立企業相同［例2］把例1改為2015年11月，A公司又支付18000萬元購入B公司50％的股份，雙方合并前均受到C公司控制，合并當天B公司凈資產在C公司合并報表中賬面價值份額為40000萬元，其他條件不變。其他處理與例1相同，追加投資日處理為借：長期股權投資40000×55％＝22000貸：交易性金融資產———成本1000交易性金融資產———公允價值變動100銀行存款18000資本公積———其他資本公積2900該長期股權投資的賬面價值為22000萬元，計稅基礎為1000＋18000＝19000萬元，形成應納稅暫時性差異3000萬元，應確認遞延所得稅負債3000×25％＝750萬元。借：資本公積———其他資本公積750貸：遞延所得稅負債750。
3成本法轉為權益法基本思路
①成本法和權益法的初始計量和后續計量存在很大差異，在轉換時對已出售部分調整長期股權投資賬面價值，確認投資收益。
②對剩余股權則要按照追溯調整的原則，視同從初次投資日就采取權益法，對初次投資日與追加投資日之間發生的業務按照權益法的要求進行追溯處理，在調整長期股權賬面價值的同時，調整留存收益、投資收益和其他綜合收益。
③轉換后形成的暫時性差異應確認遞延所得稅。［例3］2015年1月，甲公司以1000萬元的價格購入乙公司80％的股權，按照成本法進行后續計量，當日乙公司可辨認凈資產公允價值為1500萬元。2015年1月至12月，乙公司凈資產增加500萬元，其中包括當年的凈利潤400萬元，可供出售金融資產公允價值上升40萬元，其他權益變動60萬元，無其他事項。2016年1月初，甲公司以800萬元的價格轉讓乙公司40％的股權，改按權益法進行后續計量。
（1）2015．1初始購入借：長期股權投資1000貸：銀行存款1000。
（2）2016．1出售40％股權借：銀行存款800貸：長期股權投資500投資收益300。
（3）剩余長期股權投資在成本法下投資成本為500萬元，按照權益法其初始投資成本應為1500×40％＝600萬元，應進行追溯調整借：長期股權投資———成本100貸：盈余公積10利潤分配———未分配利潤90。
（4）按權益法的要求對乙公司2015年相關業務進行追溯調整借：長期股權投資———損益調整400×40％＝160其他綜合收益40×40%＝16其他權益變動60×40％＝24貸：盈余公積16利潤分配———未分配利潤144其他綜合收益16資本公積———其他資本公積24。
（5）剩余長期股權投資賬面價值500＋100＋160＋16＋24＝800萬元，計稅基礎為500萬元，形成暫時性差異300萬元，依據上文分析，如果甲公司不準備長期持有該股權，應確認遞延所得稅負債300×25％＝75萬元。借：盈余公積75×10％＝7．5利潤分配———未分配利潤75×90％＝67．5貸：遞延所得稅負債75。
主要參考文獻
［1］許芳霞．可供出售金融資產與長期股權投資相互轉換的會計處理［J］．財會月刊，2015（4）．
