張多蕾,胡公瑾,王 治

(安徽財經(jīng)大學(xué) 會計學(xué)院,安徽 蚌埠 233030)

一、引 言

籌資活動和投資活動是企業(yè)財務(wù)活動的重要組成部分。籌資活動一個重要問題就是如何有效處理融資約束問題，而投資活動又是直接反映企業(yè)投資水平進而反映企業(yè)籌集資金利用效率的重要環(huán)節(jié)。關(guān)于融資約束與企業(yè)投資的研究已經(jīng)非常多，最早的研究源于Modigliani和Miller[1]對于企業(yè)融資方式和順序選擇展開的研究。之后，關(guān)于兩者關(guān)系的研究便蓬勃發(fā)展，有學(xué)者從財務(wù)柔性的角度進行考察，發(fā)現(xiàn)企業(yè)融資約束的存在會加劇財務(wù)柔性對企業(yè)投資的影響[2]。也有學(xué)者從家族控制角度研究融資約束與企業(yè)投資之間的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)家族控制負向調(diào)節(jié)作用顯著，能夠緩解融資約束對企業(yè)投資不足等問題[3]。但從目前的研究來看，多數(shù)都是基于同質(zhì)信念的角度展開，而且基本都是從不同角度探討融資約束如何影響企業(yè)投資水平，鮮有文獻考慮到資本市場中的投資者異質(zhì)信念的存在對其相關(guān)關(guān)系可能產(chǎn)生的影響，也較少有文獻研究融資約束與企業(yè)投資之間的作用路徑。也有文獻研究發(fā)現(xiàn)了投資者異質(zhì)信念的存在會影響企業(yè)的融資選擇，進而形成不同的投資決策?；诖?，本文采用2011—2016年滬深A(yù)股上市公司數(shù)據(jù)，對融資約束、異質(zhì)信念和企業(yè)投資水平之間的關(guān)系進行理論推演與實證檢驗。

二、理論分析與假設(shè)提出

(一)融資約束與企業(yè)投資水平

從宏觀視角看，貨幣政策會通過影響企業(yè)的外部融資約束，進而對企業(yè)投資水平產(chǎn)生沖擊。而且，由于融資約束，企業(yè)難以從商業(yè)銀行等正式渠道獲得足夠的融資，其將更多地利用商業(yè)信用推動自身投資活動。從微觀視角看，我國企業(yè)普遍存在融資約束問題，而信用和信任機制可以緩解融資約束，從而提高企業(yè)投資水平[4]。另外，加入財務(wù)柔性因素考察企業(yè)投資的相關(guān)問題，可以發(fā)現(xiàn)，財務(wù)柔性的存在能夠明顯影響企業(yè)投資水平，但如果企業(yè)存在融資約束，一定程度上也會強化這種影響作用[2]，并且，財務(wù)柔性對企業(yè)投資不足的緩解作用在融資約束程度越高的時候表現(xiàn)越明顯[5]，表明了融資約束的存在顯著影響了企業(yè)投資水平，企業(yè)為了獲取資金以促進發(fā)展，必須通過采取其他方式和渠道來降低融資約束的影響。企業(yè)在發(fā)展過程中，通過加強自身內(nèi)部控制也在一定程度上能夠緩解企業(yè)投資不足的問題，從而提高投資水平和效率，但這種治理效應(yīng)僅在受融資約束程度低的企業(yè)中更明顯，表明高融資約束使得企業(yè)更難通過加強內(nèi)部控制提高投資水平。其中，具體控制措施包括通過加強企業(yè)存貨控制以保證內(nèi)部融資，確保關(guān)鍵時期利用存貨持有量調(diào)節(jié)流動性資源配置，降低融資約束對企業(yè)投資的制約作用等[6]。劃分企業(yè)資產(chǎn)規(guī)模的進一步研究發(fā)現(xiàn)，企業(yè)規(guī)模與融資約束存在一定關(guān)系，大規(guī)模企業(yè)存在顯著代理問題，小規(guī)模企業(yè)主要在受到信息不對稱等問題的影響時，會產(chǎn)生融資約束帶來的投資不足問題[7]?；诖?，筆者提出以下假設(shè)：

H1：在其他因素不變的條件下，企業(yè)融資約束與企業(yè)投資水平負相關(guān)，即企業(yè)融資約束的存在對企業(yè)投資水平具有明顯的抑制作用。

(二)融資約束與投資者異質(zhì)信念

企業(yè)的外部籌資活動過程中包含各類潛在機構(gòu)投資者、股東和企業(yè)散戶投資者等利益相關(guān)者。一方面，不同企業(yè)所處的行業(yè)不同、面臨的外部環(huán)境不同、市場地位和信息獲取渠道存在顯著差異，會使得信息不對稱的問題不斷加?。涣硪环矫?，由于個體行為認知能力的差異和外部環(huán)境塑造的不同心理特征也是千差萬別。因此，融資活動導(dǎo)致投資者對相同的股票可能產(chǎn)生不同的看法，從而形成投資者異質(zhì)信念。在同等情況下，企業(yè)的投資者異質(zhì)信念程度越高，那么企業(yè)進行股權(quán)再融資的效應(yīng)往往會更低，導(dǎo)致企業(yè)難以籌集資金。從投資者異質(zhì)信念視角探討企業(yè)融資工具的研究發(fā)現(xiàn)，企業(yè)的股權(quán)融資規(guī)模與投資者異質(zhì)信念呈現(xiàn)負相關(guān)關(guān)系[8]，而在我國資本市場上，上市公司相較于債務(wù)融資更傾向于股權(quán)融資方式，而受到融資約束的企業(yè)無疑又很難獲得外部資金，因此，其股權(quán)再融資的規(guī)模也就被限定在一個低水平上，由此帶來的后果就是可能會產(chǎn)生更高的投資者異質(zhì)信念。而且，受到融資約束影響的企業(yè)為了重新博取市場投資者的信任獲得新融資，往往會主動公開披露自身信息，但非理性投資者和理性投資者會在這種信息披露下進一步細分，從而使得投資者異質(zhì)信念在一定程度上被強化[9]。從賣空機制考察中國股票市場的研究表明，不受融資約束的企業(yè)能夠通過開展融資融券活動降低投資者異質(zhì)信念[10]。供應(yīng)鏈金融視角下的研究表明，企業(yè)融資約束會提高信息不對稱程度[11]，從而加劇投資者異質(zhì)信念?；诖耍P者提出以下假設(shè)：

H2：在其他因素不變的條件下，企業(yè)融資約束與投資者異質(zhì)信念正相關(guān)，即隨著企業(yè)融資約束的提高，投資者異質(zhì)信念將逐漸提高。

(三)投資者異質(zhì)信念與企業(yè)投資水平

在同質(zhì)信念的苛刻假設(shè)之下，傳統(tǒng)理論對于現(xiàn)實資本市場中發(fā)生的一些現(xiàn)象的本質(zhì)無法進行有效解釋。而投資者異質(zhì)信念是一個與現(xiàn)實更加吻合也更具有說服力的真實存在，從投資者異質(zhì)信念角度分析各類企業(yè)行為也更加符合資本市場發(fā)展規(guī)律。現(xiàn)有學(xué)者通過投資者異質(zhì)信念考察風險與收益的關(guān)系發(fā)現(xiàn)，投資者存在異質(zhì)信念時，樂觀情緒充斥市場會刺激經(jīng)理人傾向過度投資[12]，且進行頻繁的交易，進而促使當前股價增長，導(dǎo)致未來收益降低，達不到預(yù)期的投資收益；而悲觀情緒則會促使經(jīng)理人出于謹慎性考慮減少各類投資交易，造成投資不足，同樣不利于企業(yè)投資[13]。限制賣空背景下展開的股權(quán)融資模型與投資者迎合模型研究發(fā)現(xiàn)，異質(zhì)信念會通過促進管理者迎合投資者加劇過度投資，也會通過影響企業(yè)股權(quán)融資的資金流作用于過度投資，從而降低投資水平[14-15]。而當企業(yè)面臨融資約束時，信息不對稱的存在會促使企業(yè)減少投資[16]，但信息不對稱又是產(chǎn)生投資者異質(zhì)信念的重要原因，由此也表明了投資者異質(zhì)信念的存在不利于企業(yè)投資。此外，當市場存在異質(zhì)信念者較多時，會對各類資產(chǎn)定價產(chǎn)生不利影響，錯誤定價的出現(xiàn)會使企業(yè)投資的產(chǎn)品價格偏離真實價值，不利于企業(yè)投資[17]。而且投資者之間普遍存在的投資者異質(zhì)信念也會加劇市場收益波動，不確定性將帶來更大的投資風險[18-19]，此時，企業(yè)往往會選擇減少投資來降低投資風險?；诖?，本文提出以下假設(shè)：

H3：在其他因素不變的條件下，投資者異質(zhì)信念與企業(yè)投資水平負相關(guān)，即隨著投資者異質(zhì)信念的提高，企業(yè)投資水平會下降。

(四)投資者異質(zhì)信念的中介效應(yīng)

基于前文的分析，融資約束與投資者異質(zhì)信念負相關(guān)，即融資約束程度的提高會導(dǎo)致投資者異質(zhì)信念程度的上升，投資者異質(zhì)信念的加劇會導(dǎo)致企業(yè)投資水平的下降?；谶@一邏輯思路，筆者認為，投資者異質(zhì)信念在融資約束影響企業(yè)投資水平的過程中可能起到了中介傳導(dǎo)作用，它們之間的作用路徑為：企業(yè)融資約束→投資者異質(zhì)信念→企業(yè)投資水平?；诖耍P者提出以下假設(shè)：

H4a：在其他因素不變的條件下，投資者異質(zhì)信念是融資約束影響企業(yè)投資水平的中介變量，即融資約束通過影響投資者異質(zhì)信念而作用于企業(yè)投資水平。

進一步從融資約束程度高低的角度進行分析，低融資約束企業(yè)相較于高融資約束企業(yè)而言，伴隨著融資約束程度的提高，其對投資者異質(zhì)信念正向影響更加明顯，即投資者對于低融資約束企業(yè)融資約束程度的提高反應(yīng)更為敏感，投資者因此而產(chǎn)生更大的預(yù)期差異，其異質(zhì)信念加劇幅度更大，進而對企業(yè)投資水平的抑制作用也更加顯著?；诖?，筆者提出以下假設(shè)：

H4b：在其他因素不變的條件下，投資者異質(zhì)信念的中介效應(yīng)在低融資約束企業(yè)表現(xiàn)更為顯著。

進一步從企業(yè)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)角度進行分析，國有企業(yè)相較于非國有企業(yè)而言，其融資渠道廣闊，融資約束程度也相對較低[20]。然而相較于非國有企業(yè)，國有企業(yè)一旦發(fā)生融資約束，或者融資約束程度上升，融資約束帶來的影響也更大[21]，即投資者對于國有企業(yè)融資約束程度的提高更具敏感性，投資者因此而產(chǎn)生更大的預(yù)期差異，其異質(zhì)信念加劇幅度更大，進而對企業(yè)投資水平的抑制作用也更加顯著。基于此，筆者提出以下假設(shè)：

H4c：在其他因素不變的條件下，投資者異質(zhì)信念的中介效應(yīng)在國有企業(yè)中表現(xiàn)更為顯著。

三、研究設(shè)計

(一)樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文研究的樣本為2011—2016年我國A股上市公司。在初始研究樣本基礎(chǔ)上，按照如下原則進行了相應(yīng)的數(shù)據(jù)處理：(1)剔除金融行業(yè)類上市企業(yè)數(shù)據(jù)；(2)剔除ST、PT類企業(yè)數(shù)據(jù)；(3)剔除數(shù)據(jù)有缺失的樣本；(4)對樣本中所有連續(xù)變量進行了1%水平的Winsorize處理。最終得到10 566個觀察值。本文用于度量投資者異質(zhì)信念的換手率以及各股票每年實際交易天數(shù)等數(shù)據(jù)來源于RESSET數(shù)據(jù)庫，其他財務(wù)數(shù)據(jù)來自于CSMAR數(shù)據(jù)庫。

(二)變量定義

企業(yè)投資水平(INV)。參照大多數(shù)學(xué)者的做法[2-22]，選擇現(xiàn)金流量表中的“購建固定資產(chǎn)、無形資產(chǎn)和其他長期資產(chǎn)支付的現(xiàn)金”與“處置固定資產(chǎn)、無形資產(chǎn)和其他長期資產(chǎn)收回的現(xiàn)金”的差額與期末總資產(chǎn)的比值衡量企業(yè)投資水平。

融資約束(FC)。既有文獻度量融資約束的方法主要有兩大類：單變量指數(shù)法和多變量指數(shù)法。前者因指標單一可能產(chǎn)生度量偏差，后者因多數(shù)依賴于具有內(nèi)生性的財務(wù)指標，也可能會產(chǎn)生較大偏誤。基于此，本文選擇借鑒Hadlock和Pierce[23]的SA指數(shù)來度量融資約束，該指標越小，表明企業(yè)融資約束程度越大。具體模型如下：

FC=0.043×SIZE2-0.737×SIZE-0.040×AGE

(1)

其中，SIZE為企業(yè)規(guī)模，是在企業(yè)總資產(chǎn)取自然對數(shù)的基礎(chǔ)上，通過進一步標準化獲得的；AGE為企業(yè)成立時間的自然對數(shù)。

投資者異質(zhì)信念(HB)。目前研究者采用較多的是換手率和分析師預(yù)測分歧等指標[10-24-25]，本文采用換手率度量投資者異質(zhì)信念。后續(xù)分析中使用分析師預(yù)測分歧來度量投資者異質(zhì)信念進行穩(wěn)健性檢驗。換手率反映了股票的交易量和流通股總量，并在一定程度上反映了投資者決策的波動程度。

HANDt=Qt/Qft×100%

(3)

其中，HANDt為股票的換手率，Qt為第t個交易日股票的交易量，Qft為股票的流通總股數(shù)，n為在一年股票交易中實際發(fā)生的交易天數(shù)。

控制變量。綜合考慮各種因素的可能影響，參照已有文獻，本文選取以下控制變量：資本支出(CAPX)，為經(jīng)營租賃所支付的現(xiàn)金與其他支出之和的對數(shù)；流動比率(CR)，為流動資產(chǎn)與流動負債的比值；公司成長性(TOBINQ)，為總市值與總資產(chǎn)的比值；資產(chǎn)負債率(LEV)，為負債與總資產(chǎn)的比值；公司規(guī)模(SIZE)，為總資產(chǎn)的自然對數(shù)；賬面市值比(BM)，為公司賬面價值與市場價值比值；資產(chǎn)收益率(ROA)，為凈利潤與總資產(chǎn)的比值；股權(quán)集中度(TOP1)，為企業(yè)第一大股東持股比例，以及年份和行業(yè)的控制效應(yīng)。

(三)回歸模型

為了驗證H1，構(gòu)建以下模型：

為了驗證H2，構(gòu)建以下模型：

為了驗證H3，構(gòu)建以下模型：

為了驗證H4，借鑒溫忠麟和葉寶娟[24]的方法，進一步構(gòu)建以下模型：

關(guān)于中介效應(yīng)的檢驗,過程如下：①模型(4)檢驗融資約束與企業(yè)投資的影響，若回歸結(jié)果中FC的系數(shù)不顯著，則說明不存在中介效應(yīng)，停止檢驗；②若模型(4)回歸結(jié)果FC的系數(shù)顯著，繼續(xù)驗證模型(5)中FC的回歸系數(shù)顯著性，若不顯著，可繼續(xù)進行Sobel檢驗；③若模型(4)和模型(5)中FC的回歸系數(shù)均顯著，則繼續(xù)驗證模型(7)中FC與HB的系數(shù)，若兩者系數(shù)均顯著，表明HB發(fā)揮了部分中介效應(yīng)；若FC的系數(shù)不顯著但HB的系數(shù)顯著，表明HB發(fā)揮了完全中介效應(yīng)；若HB的系數(shù)不顯著，則進一步進行Sobel檢驗。

四、檢驗結(jié)果與分析

(一)描述性統(tǒng)計

描述性統(tǒng)計結(jié)果如表1所示。

表1 變量描述性統(tǒng)計

由表1可知，(1)企業(yè)投資的均值、標準差和中位數(shù)分別為0.049、0.047和0.035，表明不同企業(yè)的投資水平存在一定差異；(2)融資約束的均值和標準差為2.953和1.355，說明不同上市公司之間的融資約束存在不同差異；(3)投資者異質(zhì)信念的最小值和最大值為0.172和7.457，表明不同企業(yè)間也存在著較為顯著的異質(zhì)信念差異。其他控制變量的分布均符合正常預(yù)期。

(二)相關(guān)性分析

本文主要變量之間的相關(guān)系數(shù)分析結(jié)果如表2所示?？梢园l(fā)現(xiàn)：融資約束與企業(yè)投資水平的相關(guān)系數(shù)為正，表明企業(yè)融資約束與企業(yè)投資水平負相關(guān)，符合本文H1的預(yù)期；融資約束與投資者異質(zhì)信念相關(guān)系數(shù)為負，表明融資約束與投資者異質(zhì)信念正相關(guān)，符合本文H2的預(yù)期；投資者異質(zhì)信念與企業(yè)投資水平顯著負相關(guān)，符合本文H3的預(yù)期。而且，本文相關(guān)系數(shù)分析中其他控制變量與主要解釋變量之間的相關(guān)系數(shù)絕對值均不高于0.500，由此表明變量之間不存在嚴重多重共線性問題。

表2 Pearson相關(guān)系數(shù)檢驗

注：***、**和*分別表示1%、5%和10%的顯著性水平(下同)。

(三)回歸結(jié)果分析

1.融資約束與企業(yè)投資

H1的回歸結(jié)果如表3所示。列(1)單獨進行融資約束與企業(yè)投資水平的回歸分析，二者在1%水平上顯著，表明融資約束的存在確實不利于企業(yè)投資；列(2)在前項分析的基礎(chǔ)上加入控制變量，列(3)進一步控制年度和行業(yè)變量，回歸結(jié)果未發(fā)生明顯變化。以上結(jié)果表明，企業(yè)融資約束與企業(yè)投資水平顯著負相關(guān)，H1得以證實。

表3 融資約束與企業(yè)投資水平的回歸分析

注：括號內(nèi)為t值(下同)。

2.融資約束與投資者異質(zhì)信念

H2的回歸結(jié)果如表4所示。列(1)只進行融資約束與投資者異質(zhì)信念的回歸，二者回歸系數(shù)顯著為負，表明融資約束與投資者異質(zhì)信念正相關(guān)，企業(yè)融資約束程度越高，投資者異質(zhì)信念就越高；列(2)加入控制變量后的回歸結(jié)果依然顯著；列(3)則是進一步控制年度和行業(yè)的回歸結(jié)果，系數(shù)在1%的水平上也依舊顯著。以上結(jié)果說明企業(yè)融資約束與投資者異質(zhì)信念顯著正相關(guān)，H2得以證實。

表4 融資約束與投資者異質(zhì)信念的回歸分析(N=10 566)

3.投資者異質(zhì)信念與企業(yè)投資水平

H3的回歸結(jié)果如表5所示。從回歸結(jié)果來看，單獨進行企業(yè)投資水平與投資者異質(zhì)信念回歸的列(1)，與加入控制變量后進行回歸的列(2)，結(jié)果均在1%水平上顯著，列(3)是進一步控制年度和行業(yè)的回歸結(jié)果，其回歸系數(shù)為在5%水平上顯著。以上結(jié)果說明企業(yè)投資與投資者異質(zhì)信念顯著負相關(guān)，H3得以證實。

表5 投資者異質(zhì)信念與企業(yè)投資水平的回歸分析(N=10 566)

4.中介效應(yīng)檢驗

假設(shè)4的回歸結(jié)果如表6所示。結(jié)合前述模型(4)和模型(5)的回歸結(jié)果來看，模型(4)中的融資約束系數(shù)顯著，模型(5)中投資者異質(zhì)信念的回歸系數(shù)顯著，且在模型(7)的全樣本回歸中投資者異質(zhì)信念系數(shù)依然顯著，表明投資者異質(zhì)信念確實是融資約束影響企業(yè)投資水平的中介變量，其發(fā)揮了部分中介效應(yīng)的作用，H4a得以證實。進一步按融資程度的高低進行分組分析，發(fā)現(xiàn)這種中介效應(yīng)在低融資約束企業(yè)中更顯著，其原因可能在于投資者對于低融資約束企業(yè)融資約束程度的提高反應(yīng)更加強烈，從而H4b得以證實；進一步按產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的不同進行分組分析，發(fā)現(xiàn)這種中介效應(yīng)在國有企業(yè)中更顯著，其原因可能在于投資者對于國有企業(yè)融資約束程度的提高反應(yīng)更為敏感，H4c得以證實。

表6 融資約束、投資者異質(zhì)信念與企業(yè)投資的回歸分析

五、穩(wěn)健性檢驗

為了確保研究結(jié)論的穩(wěn)健性，本文依次替換主要變量度量方法，分別選擇“分析師預(yù)測盈利與上市公司公告盈利指標的差值”度量投資者異質(zhì)信念[15-25]，以及“購建固定資產(chǎn)、無形資產(chǎn)和其他長期資產(chǎn)支付的現(xiàn)金”度量企業(yè)投資水平[26]。此外，按照溫忠麟和葉寶娟[24]的方法進行了中介效應(yīng)的Sobel檢驗。多元回歸分析結(jié)果表明本文假設(shè)均成立，檢驗結(jié)果限于篇幅未予列示。

六、研究結(jié)論與啟示

本文以2011—2016年滬深兩市A股上市公司作為研究樣本，實證檢驗了融資約束、投資者異質(zhì)信念與企業(yè)投資水平的關(guān)系。研究結(jié)果表明：融資約束與企業(yè)投資水平顯著負相關(guān)，即融資約束程度越高，企業(yè)投資水平越低；融資約束與投資者異質(zhì)信念顯著正相關(guān)，即融資約束程度越高，投資者的異質(zhì)信念程度越高；投資者異質(zhì)信念與企業(yè)投資水平顯著負相關(guān)，即投資者異質(zhì)信念程度越高，企業(yè)投資水平越低。進一步進行中介效應(yīng)檢驗表明，投資者異質(zhì)信念在融資約束影響企業(yè)投資水平的過程中發(fā)揮了中介傳導(dǎo)作用，且這種作用在低融資約束企業(yè)和國有企業(yè)中表現(xiàn)更加顯著。本文還通過替換投資者異質(zhì)信念衡量指標與企業(yè)投資指標等方式進行穩(wěn)健性檢驗，研究結(jié)論未發(fā)生顯著變化。

本文從投資者異質(zhì)信念角度出發(fā)，揭示了融資約束影響企業(yè)投資水平的作用路徑，豐富了企業(yè)投資影響因素以及企業(yè)融資約束作用機理方面的文獻，同時也具有一定的啟示意義：對于政府監(jiān)管部門，應(yīng)當完善相關(guān)法律法規(guī)，有效監(jiān)督政策法規(guī)的實施，減少信息不對稱，為企業(yè)融資提供便利，降低企業(yè)融資約束和投資者異質(zhì)信念；對于企業(yè)自身而言，應(yīng)當嚴格遵守制度和履行自身職責，并結(jié)合自身實際情況，尋找解決融資約束問題的最佳方式；對于投資者而言，應(yīng)當理性投資，在充分了解各類市場變動信息的基礎(chǔ)上避免盲從行為，進而促進企業(yè)投資水平和效率的提升。