金融发展、融资约束与农业上市公司投资

摘要:为更好地分析金融发展与经济增长的因果关系,探讨金融发展促进经济增长的微观机理,运用2004—2010年41家中国农业上市公司的数据,选取287个公司年有效数据,采用动态系统GMM估计方法,研究金融发展对微观企业融资约束的影响,进而分析对农业上市公司投资的影响
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  摘要:为更好地分析金融发展与经济增长的因果关系,探讨金融发展促进经济增长的微观机理,运用2004—2010年41家中国农业上市公司的数据,选取287个公司年有效数据,采用动态系统GMM估计方法,研究金融发展对微观企业融资约束的影响,进而分析对农业上市公司投资的影响。结果显示:中国农业上市公司普遍存在融资约束问题,金融发展水平的提高有利于减少企业对内部现金流的依赖,缓解企业的融资约束,减轻企业的融资压力,进而促进公司投资行为,推动经济发展。这一结论不仅为中国金融发展促进经济增长的微观机理提供了经验支持,也对宏观金融发展与微观企业投资之间的关系进行了更深入的挖掘。


  作者:贾兴梅


  关键词:金融发展;融资约束;农业上市公司;公司投资


  一、引言


  金融发展能否促进经济增长,有些学者认为金融发展不是经济增长的原因,对经济增长的促进作用非常有限,甚至是可以忽略的[1][2],但有些学者强调金融发展对促进经济增长有积极作用[3][4]。从宏观角度研究金融发展与经济增长的关系仍未得出确定的结论,金融发展与经济增长可能共同被一个遗漏的变量影响,因此确定金融发展与经济增长之间因果关系的更为有效的办法是研究金融发展促进经济增长的微观机理[5],从微观角度,研究金融发展对微观经济实体各个企业投资的影响。


  20世纪末期至21世纪初期,开始出现利用公司层面的微观数据,研究金融发展与经济增长的微观机制。一个较为复杂的研究主题是金融发展是否有利于缓解公司融资约束,提高外部融资能力,促进公司投资支出水平进而促进总体经济增长。


  大多数的研究是基于跨国数据研究金融发展对一国依赖外部融资的行业成长性的影响,结果表明在金融市场比较发达的国家里,金融发展能降低企业的外部融资成本,从而促进企业更好地成长[6]。Love(2003)利用36个国家的跨国数据实证研究发现,金融发展能够提高公司外部融资能力,降低公司投资对内部现金流的依赖程度,且这种作用对金融发展水平较低的国家的融资对公司的约束尤为显著。IslamandMozumdar(2007)利用31个国家1987-1997年的跨国数据对金融发展与内部资金流的作用进行研究发现,金融发展与投资现金流敏感性存在显著的负相关关系。最近几年,一些研究开始转入对发展中国家的研究,大多数研究认为金融发展能够降低企业对内部现金流的依赖,缓解外部融资约束程度[7][8][9]。


  国内也开始对其进行研究,李斌和江伟(2006)从金融发展与融资约束、企业增长、企业规模的角度研究金融发展对上市公司融资约束进而对公司成长的影响,认为金融发展与融资约束负相关,与企业成长与企业规模正相关[10]。饶华春(2009)利用2003-2007年中国上市公司的数据,采用动态面板GMM估计方法,研究中国金融发展对企业融资约束的影响认为:中国上市公司普遍存在融资约束,民营上市公司较国有上市公司更为严重,金融发展有助于降低企业的融资约束水平,民营上市公司的融资约束较国有上市公司得到更加明显的缓解;金融中介的发展在缓解企业融资约束中的作用远比股票市场发展的作用大[11]。沈红波等(2010)对2001—2006年中国制造业上市公司进行研究认为,我国上市公司投资和现金流高度敏感,存在着明显的融资约束现象;金融发展显著地缓解了企业的融资约束,金融发展程度比较高的地区上市公司融资约束显著低于金融发展较弱的地区;国有上市公司受到的融资约束比民营上市公司小,但随着金融发展水平的提高,民营上市公司的融资约束较国有上市公司得到更加明显的缓解[12]。况学文(2011)利用我国上市公司财务数据和各地区金融发展指数,从投资-现金流敏感性的视角,实证考察金融发展和市场化进程对公司外部融资约束的缓解效应发现,金融发展和市场化程度能够显著降低融资约束公司的投资-现金流敏感性,缓解其外部融资约束程度[13]。


  大量研究表明,同发达国家相比较,发展中国家面临更为严重的外部融资约束,而中国作为发展中国家的代表,金融市场正处于一个从不成熟向成熟的转变过程,从不发达向发达的发展过程,金融发展对公司融资约束的影响更为重要,然而目前研究金融发展对公司外部融资约束的影响主要集中于西方较为发达的国家,而对发展中国家的关注相对较少,对中国的关注更少。大多数的研究都是以全部上市公司或者是制造业上市公司为研究对象,而对发展相对弱势的农业上市公司关注较少。基于这种考虑,本文利用中国农业上市公司2004—2010年的数据,选取287个公司年有效数据,从公司投资-现金流敏感性的视角,实证考察金融发展对农业上市公司融资约束的影响,进而对公司投资的影响,为金融发展与经济增长的微观机理提供经验支持。


  二、理论分析与研究设计


  (一)理论分析


  资本市场的不完美,使得外部融资成本高于内部融资成本,企业的外部融资行为将受到约束。由于信息不对称等问题的存在,使得交易成本、信息成本产生,提高了企业的融资成本,企业的投资一定程度上依赖内部现金流。内部和外部融资成本差异越大,融资约束的效应越强,企业的投资对现金流的依赖性就越明显,企业的投资和现金流之间的相关性越强。


  金融发展通过金融资源扩大、产品增多等方式,为投资者提供大量流动性强、安全性高、收益稳定的金融工具,减少交易成本,进而扩大企业的融资渠道,金融中介机构在金融发展中产生规模效应,通过贷款的分散化等途径降低信用风险,提高了储蓄-投资的转化效率;金融发展有助于有效降低或者克服金融市场存在的信息不对称问题,通过对投资企业和项目进行评估,甄别好的投资项目,为有成长性的企业提供资金,促进企业投资和技术创新,减少信贷分配的扭曲,改善信贷分配的效率,提高资金的分配效率。


  基于以上的理论分析,提出以下的研究假设:


  金融发展有利于降低投资对内部现金流的依赖,缓解了融资约束,减轻企业的融资压力,进而促进中国农业上市公司投资。


  (二)变量选取在研究融资约束的文献中,对不可观察的融资约束指标的度量是分析融资约束的一个重点也是一个难点,Fazzari,HubbardandPetersen(FHP,1988)将投资对现金流的敏感性作为资本市场上融资约束所导致的投资不足的证据。以后较多的文献也采用现金流和投资行为的关系来衡量融资约束对公司投资的影响得到了与FHP(1988)类似的结论[14][15]。企业的融资约束与内部现金流存在着密不可分的关系,融资约束的效应越强,企业的投资对现金的依赖性越强,本文融资约束指标选取时,仍采用这一方法。


  关于金融发展指标的选取,Goldsmith(1969)提出金融相关率的概念,来衡量金融发展的程度,采用全部金融资产与全部实物资产比。KingandLevine(1993)利用三个指标:一是反映金融系统的相对规模的金融中介的流动负债,采用广义货币M3或M2占GDP的百分比来衡量;二是反映金融系统的结构和风险控制能力的商业银行和中央银行在总的信用余额中所占的相对份额;三是反映金融系统的效率的银行系统向私人和公共系统的信贷数量。Murinde,V.(1994)运用信贷、股票市场、债券市场发展指标来综合衡量金融市场发展的水平。Odedokun,M.O.(1996)运用货币存量对GDP比率(M2/GDP)来衡量银行体系对帐单的负债方对经济增长的效率(资金来源的效率),并且运用信贷存量对GDP比率来衡量银行体系对帐单的资产方对经济增长的效率(资金运用的效率)作为金融发展的指标。温涛等(2005)运用货币存量占GDP的比率、信贷存量占GDP的比率、股票和证券的市值占GDP的比率衡量中国金融发展水平。综合相关研究与中国金融发展的实际情况,本文采取了货币化程度(M2/GDP)、信贷存量对GDP比率(金融机构信贷比率),以及股票市值与GDP的比率(经济证券化比率)作为衡量中国金融发展水平的指标,分别用FM、FI和FS表示。


  (三)模型选择


  研究融资约束对公司投资的模型中,欧拉方程投资模型是发展较为成熟的一种模型,由Abel(1980)最早提出,描述公司最优的投资行为,BondandMeghir(1994)对其模型进一步改进,提出基于价值最大化,资本存量取决于前期资本量、折旧以及投资的欧拉方程模型,这一模型避免了托宾Q值的计算,同时控制未来预期收益对投资支出的影响,在文献中被大量应用[16]。Laeven(2003)把利润方程和成本调整函数引入该模型[17],最终得到如下模型:


  企业投资与现金流之间的敏感度不一定表示由信息不对称导致的融资约束问题,而可能表示由代理问题导致的企业过度投资问题。为了确定企业投资与现金流之间的敏感度到底是表示融资约束问题还是过度投资问题,采用以现金流比率(IF)和无形资产投资与固定资产投资的比重(XG)的交乘项进行区分。由于企业的无形资产投资相对固定资产投资来说更容易产生信息不对称问题,而固定资产投资相对无形资产投资来说更容易产生过度投资问题(Hubbard,1997),因此如果现金流比率(IF)和无形资产投资与固定资产投资的比重(XG)的交乘项的系数为正值且显著,则意味着企业投资与现金流之间的敏感度表示融资约束问题,而如果现金流比率(IF)和无形资产投资与固定资产投资的比重(XG)的交乘项的系数为负值且显著,则意味着企业投资与现金流之间的敏感度表示过度投资问题。模型转化为:


  IK表示为固定资产净额、在建工程净额和无形资产净额之和与总资产的比率,反映公司的投资支出水平;IF表示为经营性现金流量净额与总资产的比率,表现为现金流比率,衡量融资约束的指标;YK表示销售收入即主营业务收入与总资产的比率,反映企业的经营状况;XG为无形资产净额与固定资产净额之比,反映企业投资与现金流之间的敏感度是否是过度投资问题引起。FM为货币化程度、FI为金融机构信贷比、FS为经济证券化率,用来衡量金融发展水平。


  当β’4显著为正值,说明企业的投资与现金流的敏感度表示为融资约束问题,融资约束的大小主要体现在β4的系数上,假如β4显著为正,说明企业投资与内部现金流为显著正相关关系,企业的投资依赖于内部现金流,企业受到了外部融资约束的影响。β5、β6、β7分别用来衡量货币化程度、金融机构信贷比以及经济证券化率对融资约束的影响,如果β5、β6、β7显著为负,则说明金融发展有利于减少企业投资对内部现金流的依赖,能够缓解企业的融资约束。


  三、实证分析与讨论


  (一)样本选择


  本文选择中国农业上市公司2004—2010年的数据作为样本对公司投资行为进行研究,主要是基于以下几点:大多数的研究采取跨国数据,对发达国家的金融发展与公司融资约束进行研究,或者是以全部上市公司,或者是制造业上市公司为样本进行研究,而对数量相对较少的中国农业上市公司关注较少;而农业上市公司作为农业经济发展的重要投资者,对农业经济发展具有举足轻重的作用,对农业科技进步、产业结构升级以及农村经济发展都具有重要的促进作用。由于中国农业上市公司数量相对较少,大多数的农业上市公司是在2000年之后上市,因此数据选择在2004—2010年。


  依据中国证监会制定颁布的《上市公司行业分类指引》,将农业类上市公司定义为广义范畴,包括农林牧渔业,并选取2004—2010年上交所与深交所全部A股农业类上市公司为研究对象,由于农业类上市公司样本数目过少,本文选取了7年的数据,尽可能保证检验结果的可靠性。同时对初始样本进行了筛选,剔除2004年之后上市的公司、ST异常的上市企业以及部分会计数据缺失的上市公司,经过处理筛选,最终选定中国农业上市公司41家作为样本。


  (二)描述性统计分析


  有关金融发展的货币化程度、金融机构信贷比率、经济证券化率的数据来源于2005—2011年的《中国统计年鉴》和《中国金融年鉴》,其他数据来源于深圳国泰安信息技术有限公司(GTA)的中国股票市场财务研究数据库(CSMAR)。因变量公司投资支出(I/K)的均值0.44略大于中位数0.42,说明大部分公司的投资支出分布在0.42之上,并且最大值1.09与最小值0.12之间的振幅较大,标准差为0.18,说明公司投资存在着多样性、差异性,不确定性;现金流比率(IF)的均值与中位数较为接近,但最大值与最小值之间的变化较大,标准差较大,说明融资约束存在着较大的差距及波动性;销售收入总资产比率(S/K)的均值均大于中位数,且最大值与最小值之间的差距较大,说明公司的销售收入变化较大;对于金融发展变量,FM、FI、FS的均值均大于中位数,货币化程度FM、金融机构信贷比FI的标准差较小,而经济证券化比率的波动性较大。


  (三)金融发展、融资约束与公司投资的实证分析


  为检验金融发展是否能够减轻公司的融资约束,进而影响公司投资,运用面板数据分析和系统GMM估计方法。


  模型中因含有因变量的滞后项作为解释变量,导致解释变量具有内生性问题,应用面板数据的固定效应或者随机效应对模型进行估计,得到的参数估计值将是一个有偏的、非一致的估计量。为准确估计模型,本文将采用系统GMM(ArellanoandBond,1991)方法进行检验,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)


  用因变量的滞后水平值作为一阶差分方程的工具变量,因变量的滞后差分作为水平方程的工具变量,差分动态GMM仅估计差分方程,存在较大的有限样本偏误和相对较低的估计精度。系统GMM在差分动态GMM的基础上,引入水平方程,极大改善了差分动态GMM的估计效果(Blundell,2000;Roodman,2006)。


  运用系统GMM,对模型结果估计结果。


  从表2能够看出:在模型1、模型2、模型3中现金流和无形资产投资与固定资产投资的比重交叉项的系数β’4为正值,并且在5%的显著水平上显著,β4的系数为正值,说明企业的投资与现金流之间的敏感性不是由过度投资问题引起,而是由融资约束所引起。模型1、模型2中IFt-1的系数显著为正值,但模型3中IFt-1的系数为0.04,远小于模型1、2的系数,说明金融发展的三个指标对现金流的影响程度不同。模型1’中IFt-1前的系数β4在5%的显著水平上显著为正,与模型1中的系数变化不是很大,货币化程度发展的条件下,企业仍然存在融资约束现象,现金流与企业的投资存在正相关关系。模型2’中IFt-1前的系数在10%的显著水平上显著为正值,与模型2中的系数相比变化更小,受金融机构信贷比影响的条件下,现金流与企业的投资存在正相关关系。模型3’中IFt-1前的系数在1%的显著水平上显著为正值,但在模型3中的系数为正值但不显著,经济证券化率对现金流的影响相比货币化程度、金融机构信贷比要低。可以得出,中国农业上市公司普遍存在融资约束,并且公司投资的大小与现金流的多少存在正相关关系,投资对内部现金流具有依赖性。


  金融发展对融资约束的影响,从模型1’中能够看出,货币化程度与融资约束的交叉项系数β5小于零,并且在5%的显著水平上显著,因此货币化程度在一定程度上能够缓解公司的融资约束。金融机构信贷比与融资约束的交叉项系数β6小于零,并且在10%的显著水平上显著,金融机构信贷比一定程度上也缓解了公司的融资约束。经济证券化率与融资约束的交叉项系数β7小于零,但不显著,经济证券化率对公司融资约束的影响不大,β5、β6、β7相比,β5、β6的值远大于的值β7的值。因此,货币化程度、金融机构的信贷比、经济证券化率有利于减轻企业的融资约束问题,货币化程度和金融机构的信贷比在缓解融资约束中的作用大于经济证券化率。整体看,金融发展缓解了农业上市公司对企业内部现金流的依赖,减轻了融资约束问题,促进了公司投资。


  四、结论与政策含义


  本文以2004—2010年中国农业上市公司为研究对象,采用面板数据和系统GMM估计方法,探讨宏观金融发展对微观企业融资约束的影响,进而对公司投资的影响,为金融发展与经济增长的微观机理提供经验支持。本文的实证研究得出以下结论:


  中国农业上市公司普遍存在着融资约束现象,只是融资约束的程度有所不同,公司的投资受内部现金流的影响较大,投资与内部现金流之间存在显著正相关关系,投资对内部现金流的依赖越强,所受融资约束越大。但由于内外部融资成本的差别,使得农业上市公司更加愿意依赖内部现金流。


  金融发展有利于缓解企业的融资约束程度,货币化程度和金融机构的信贷比对农业上市公司融资约束的影响较为显著,经济证券化率的影响较小,金融发展水平的提高通过减少企业投资对内部现金流的依赖,为企业提供更多的资金支持,通过减少投融资双方的信息成本、交易成本,使企业能够更好地把握投资机会扩大再生产,进而改变企业的融资状况,促使企业投资的改变,进而促进宏观经济增长。


  上述结论具有丰富的政策意义:


  金融市场的发展在一定程度上能够降低信息不对称和道德风险问题,降低企业的融资成本,能够减轻企业融资难的问题,而不发达的金融市场更容易存在融资约束的问题。我国属于经济转型期的国家,金融市场体系不够发达,农业上市公司的融资约束问题普遍存在,融资需求与供给之间的矛盾影响到企业的投资行为。资本市场发展减轻企业外部融资的难度,可以通过建立多层次资本市场,进一步深化金融机构的改革,推进金融机构的市场化发展,改善金融体系的内部构成以满足经济的增长。


  现金流能够有效缓解内部融资约束,农业上市公司更愿意依靠提高自身的盈利能力,减少对外部融资的依赖,增加内部融资。内部融资不能满足资金需要时,不得不依赖外部融资,由于外部融资的成本高于内部融资的成本,从而影响公司的投资行为。金融发展在一定程度上能够减轻公司的融资约束,应加大对农业上市公司的资金支持力度,使金融资源不断丰富,金融结构不断优化;要建立现代银行制度,提高信息质量,降低信息的不对称性,使农业上市公司能够满足资金的需求,让资金更好地按照效率分配,提高社会的经济效益;同时还要提高企业的管理者的素质,完善上市公司的治理结构,提高证券监管部门的监管力度,避免企业获得大量资金而产生过度投资问题,导致代理冲突。在我国特殊的转轨经济背景和投融资体制下,应减弱农业上市公司的融资约束,增强企业的投资信心以稳定市场预期,使其更好更快地促进经济发展。本文来自《农业发展与金融》杂志

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