褚杉爾，高長春

(東華大學 旭日工商管理學院，上海 200051)

一、問題提出

創(chuàng)意產業(yè)的概念源自20世紀90年代初的澳大利亞，中國于2006年正式引入“文化創(chuàng)意產業(yè)”這一概念。創(chuàng)意產業(yè)脫胎于文化產業(yè)，居于價值鏈高端，可滲透到很多產業(yè)中以提高其附加值，具有資源消耗少、環(huán)境污染少、高知識技術含量以及重創(chuàng)意而輕資產等特性，成為中國戰(zhàn)略性新興產業(yè)，有助于促進產業(yè)升級與優(yōu)化產業(yè)結構[1-2]。十九大報告提出，要堅定文化自信，倡導創(chuàng)新文化，大力推動文化事業(yè)和文化產業(yè)發(fā)展，大力發(fā)展文化創(chuàng)意產業(yè)已提上議程。金融資源是產業(yè)生存發(fā)展所需的最基礎資源，但中國文化創(chuàng)意企業(yè)以中小微企業(yè)為主，重創(chuàng)意、輕資產等特征使其在傳統(tǒng)金融服務中較難獲得融資，很多文化創(chuàng)意企業(yè)被排斥在資本市場之外。

近年來，互聯(lián)網金融發(fā)展迅速，互聯(lián)網金融的發(fā)展對于很難在傳統(tǒng)金融服務中獲得融資的文化創(chuàng)意企業(yè)來說，似乎是為其量身定制的一種新型融資模式，由于互聯(lián)網金融的草根特性，門檻低，較之于傳統(tǒng)金融機構更加注重于風險投資、服務小微等功能，從而高度匹配文化創(chuàng)意企業(yè)融資。為此，對于文化創(chuàng)意企業(yè)這一特定行業(yè)來說，互聯(lián)網金融的存在也許是有效和必要的，故探究互聯(lián)網金融是否有助于緩解文化創(chuàng)意企業(yè)融資約束具有重要的現實意義。

謝平和鄒傳偉(2012)首次提出了有別于傳統(tǒng)融資模式的互聯(lián)網金融模式[3]。此后，隨著互聯(lián)網金融的興起，越來越多的學者對互聯(lián)網金融展開了研究，不過大都集中于互聯(lián)網金融的運行模式[4-5]及其風險與監(jiān)管問題[6]等方面，目前關于互聯(lián)網金融發(fā)展對微觀企業(yè)的影響研究很少。此外，根據對文獻的搜索，國外只有部分學者針對文化創(chuàng)意產業(yè)的融資方面展開了研究[7-8]。國內來看，目前只有潘玉香等(2016)、褚杉爾和高長春(2018)對文化創(chuàng)意企業(yè)融資約束問題進行了較為深入的探討[9-10]，故從微觀層面亟須進一步展開文化創(chuàng)意企業(yè)融資約束問題方面的研究。

本文對現存文獻進行拓展，首先闡述文化創(chuàng)意企業(yè)面臨融資約束的原因，再結合該類企業(yè)的特性分析互聯(lián)網金融緩解其融資約束的影響機制。然后建立歐拉方程投資模型和修正的托賓Q模型，選取2009—2014年153家滬深上市的文化創(chuàng)意企業(yè)的面板數據進行實證檢驗。

本文主要內容安排如下：第二部分結合文獻分析文化創(chuàng)意企業(yè)面臨的融資約束，并闡述互聯(lián)網金融對該類企業(yè)融資約束的影響機制，提出本文的假設；第三部分是研究設計，描述本文選取的樣本對象，構建模型并定義相關的變量；第四部分是實證分析；最后是研究結論與政策建議。

二、理論基礎與研究假設

(一)文化創(chuàng)意企業(yè)融資約束的形成原因

現實中，并不存在完美的金融市場，信息不對稱的存在使得企業(yè)面臨較高的外部融資成本[11]，進而導致企業(yè)的投資受到約束，融資約束由此產生。

融資方式一般可分為內源融資、直接融資和間接融資。直接融資包括股權融資和債券融資，一般直接融資的高成本會將很大一部分中小文化創(chuàng)意企業(yè)排除在直接融資市場之外。向銀行借款是當前企業(yè)最主要的間接融資渠道，銀行事先對資金的需求者進行甄別，并通過簽訂合同對資金需求者的行為進行約束，再事后再對其進行監(jiān)督。銀行往往以企業(yè)擁有的抵押資產特別是不動產為首要條件而進行貸款審批。斯蒂格利茨和韋斯(Stiglitz & Weiss，1981)指出，銀行與企業(yè)之間的信息不對稱會引起逆向選擇和道德風險，由于中小企業(yè)信息不對稱程度更大，所以更易成為信貸配給的對象[12]。信貸市場供給曲線見圖1。

圖1 信貸市場供求曲線

由圖1可知，企業(yè)的貸款需求Ld與貸款利率r具有完全的線性關系，但銀行的貸款供給Ls與貸款利率r并不具有線性關系，銀行貸出資金的多少由利率水平以及貸款風險決定。銀行的貸款行為在提高利率所帶來的兩個效應間做邊際決策：一是利率上升所帶來的邊際收益；二是借款人的風險增加所帶來的邊際損失。這使得貸款供給曲線呈現圖1中的倒“U”型，所以銀行更愿意給那些信息較充分且能夠提供充足抵押的大企業(yè)提供貸款。大部分文化創(chuàng)意企業(yè)規(guī)模較小，重創(chuàng)意而輕資產，可用于抵押擔保的有形資產十分有限。所以在銀行業(yè)高度集中的中國，銀行尤其是大型銀行機構不太愿意給中小文化創(chuàng)意企業(yè)提供貸款，文化創(chuàng)意企業(yè)往往成為銀行信貸配給的對象，在間接融資市場中文化創(chuàng)意企業(yè)也常常面臨融資困難。

此外，與通常的耐用消費品不同，人們對文化創(chuàng)意產品的需求變動較大，容易受到生活水平的影響，故創(chuàng)意產品未來盈利不確定性較大。且文化創(chuàng)意的內容又容易被復制，會直接影響文化創(chuàng)意企業(yè)的營業(yè)收入和利潤的預測，進而使得投資文化創(chuàng)意領域具有較大的風險[13]。所以，在傳統(tǒng)金融市場中，文化創(chuàng)意企業(yè)面臨較多的問題，規(guī)模偏小導致企業(yè)融資成本較高，輕資產特性使得企業(yè)有形資產抵押不足，市場需求不確定性大使得企業(yè)存在較大的風險。故“成本高、抵押難、風險大”使得文化創(chuàng)意企業(yè)面臨較高的外部融資成本，進而面臨融資約束問題。

(二)互聯(lián)網金融與文化創(chuàng)意企業(yè)融資約束

互聯(lián)網金融的發(fā)展能夠從規(guī)模和效率兩個方面緩解文化創(chuàng)意企業(yè)面臨的融資約束問題。

一是互聯(lián)網金融的發(fā)展有助于加強金融資源的合理配置，通過金融資源的擴大和金融產品的增多和由此帶來的規(guī)模效應降低交易成本，減輕信貸配給程度，進而緩解企業(yè)面臨的融資約束。文化創(chuàng)意企業(yè)常常成為銀行實現信貸配給的對象，互聯(lián)網金融的發(fā)展可以滿足或部分滿足資金的超額需求，即可以縮小圖1中因為銀行實現信貸配給而產生的超額需求，拓展了文化創(chuàng)意企業(yè)外部資金的獲取渠道。當前，互聯(lián)網金融的主要形式有第三方支付、P2P網貸模式和眾籌模式等。P2P網貸是指不依靠傳統(tǒng)的銀行服務而直接通過網絡平臺來完成的點對點網貸模式，具有貸款門檻低、覆蓋面積廣、信息流通快和資金匯集能力強等特點[7]。眾籌融資是指發(fā)起人通過互聯(lián)網、社交網絡等方式發(fā)布籌資項目，公開向公眾籌集資金，并用產品、股權等形式作為回報來給予投資者，它以去中介化的特質可使民間資本獲得更便捷高效的流通與配置，從而擴大了金融資源的規(guī)模[14]。眾籌模式對于文化創(chuàng)意企業(yè)來說，可以通過資金支持總規(guī)模來獲得對發(fā)起的項目的公眾偏好情況，若該項目未得到預期規(guī)模的資金支持，可在一定程度上說明該項目的市場需求并不是很理想，可考慮終止項目以避免承擔無謂的損失[15]。王馨(2015)認為互聯(lián)網能降低交易成本，提升企業(yè)信息處理的質量和準確度，有助于緩解“長尾”小微企業(yè)的融資難問題[16]。

二是互聯(lián)網金融的發(fā)展有助于降低金融市場中小微企業(yè)的信息不對稱，提高資金分配效率。在互聯(lián)網金融模式下，便捷支付、信息處理和風險評估可通過網絡化方式進行，通過大數據云平臺對企業(yè)的資信水平、信用狀況有更好的了解，有利于降低小微企業(yè)與資金供給方之間的信息不對稱問題，可彌補中小企業(yè)由于自身風險大、資產抵押少而難以從傳統(tǒng)金融機構獲得貸款的缺陷，進而有助于解決其融資難題[17]。

綜上所述，互聯(lián)網金融不僅可以向文化創(chuàng)意企業(yè)提供新的融資渠道以提高閑散的資金，使資金供給曲線向右移動，還降低了文化創(chuàng)意企業(yè)的信息不對稱程度，在傳統(tǒng)信貸市場中，銀行的供給曲線形狀發(fā)生改變，會推遲實行信貸配給。對文化創(chuàng)意企業(yè)來說，其超額需求減少了，互聯(lián)網金融可以填補一部分文化創(chuàng)意企業(yè)融資不足的空缺，具體見圖2。

圖2 互聯(lián)網金融推動資金供給曲線向右上方移動

(三)研究假設

根據以上理論分析，基于大數據和云計算的互聯(lián)網金融通過降低文化創(chuàng)意企業(yè)與外部投資者之間的信息不對稱、降低交易成本等，彌補文化創(chuàng)意企業(yè)由于有形資產抵押少而難以從傳統(tǒng)金融機構獲得貸款的缺陷，進而緩解企業(yè)面臨的融資約束問題。此外，本文還認為互聯(lián)網金融對文化創(chuàng)意企業(yè)融資約束的緩解效應會因企業(yè)的所有權不同、資產輕重程度不同而有不同的表現。

在中國，國有企業(yè)長期以來受到各級政府或國有銀行的政策、資金支持，在投融資領域一直居于主體地位。而資產相對較輕的文化創(chuàng)意企業(yè)可用于抵押擔保的有形資產更少，關于企業(yè)價值、盈利能力等信息上的不對稱程度更大，故民營文化創(chuàng)意企業(yè)及資產相對較輕的文化創(chuàng)意企業(yè)可能面臨更嚴重的融資約束問題。互聯(lián)網金融對于融資約束的緩解很大程度上體現在對信息不對稱程度的改善上，故不同的企業(yè)所有權以及資產輕重程度的情況下，互聯(lián)網金融發(fā)展對文化創(chuàng)意企業(yè)的融資約束的作用有不同表現。

基于上述分析，本文提出以下假設：

假設1：文化創(chuàng)意企業(yè)普遍面臨著融資約束問題。

假設2：互聯(lián)網金融發(fā)展能有效緩解文化創(chuàng)意企業(yè)融資約束程度。

假設3：民營文化創(chuàng)意企業(yè)比國有文化創(chuàng)意企業(yè)面臨更大的融資約束問題，但互聯(lián)網金融發(fā)展更能顯著緩解民營文化創(chuàng)意企業(yè)的融資約束問題。

假設4：相對而言，輕資產文化創(chuàng)意企業(yè)比重資產文化創(chuàng)意企業(yè)面臨更大的融資約束問題，但互聯(lián)網金融發(fā)展更能顯著緩解輕資產文化創(chuàng)意企業(yè)的融資約束問題。

三、研究設計

(一)模型設定與變量選取

金融市場中，資金供給方與資金需求方之間的信息不對稱會增加資金需求方的外部融資成本，進而使得資金需求方的投資將在一定程度上依賴于內部現金流[19]。有大量文獻研究了融資約束的存在性，并得到了類似的結論。故本文也將投資-現金流敏感性作為衡量文化創(chuàng)意企業(yè)融資約束的指標，并把互聯(lián)網金融對文化創(chuàng)意企業(yè)融資約束的緩解效應體現在降低投資對內部現金流的敏感性上。

本文將借鑒萊文(Laeven，2003)[20]發(fā)展起來的歐拉方程投資模型作為基本模型，同時運用經修正的托賓Q模型進行穩(wěn)健性檢驗。

1.基本模型——歐拉方程投資模型

基本模型為：

(1)

模型中，I代表企業(yè)的投資額，Y代表企業(yè)的主營業(yè)務收入，CF代表企業(yè)的現金流，K代表企業(yè)擁有的資本額，I、Y和CF均經過企業(yè)期初總資產的標準化處理。indusi為行業(yè)虛擬變量，代表行業(yè)效應，yeart為年份虛擬變量，代表時間效應，ε表示誤差項，下標i表示企業(yè)，下標t表示時間。其中β4是本文主要關注的，如果β4>0，則表明上一期文化創(chuàng)意企業(yè)內部現金流的增加會使得企業(yè)當期投資的增加，文化創(chuàng)意企業(yè)存在著融資約束現象，假設1得以驗證。

在模型(1)的基礎上，再引入互聯(lián)網金融發(fā)展水平和現金流的交叉項IFt×IFt(CF/K)t-1來檢驗互聯(lián)網金融發(fā)展對緩解文化創(chuàng)意企業(yè)融資約束的作用，若β5<0，則表明互聯(lián)網金融發(fā)展對文化創(chuàng)意企業(yè)的融資約束有緩解作用。引入交叉項目的模型為：

(2)

歐拉方程投資模型中解釋變量包含了滯后被解釋變量，屬于動態(tài)模型，故本文采用系統(tǒng)GMM方法進行估計以克服內生性問題。在具體回歸過程中，GMM工具變量由方程右邊變量的二階及以上滯后項構成。

2.檢驗模型——修正的托賓Q模型

借鑒法扎里等(Fazzari et al.，1998)[19]，構建如下模型：

(3)

同理，系數β2的大小可以衡量文化創(chuàng)意企業(yè)面臨的融資約束大小。徐莉萍(2006)認為托賓Q指標不適用于中國股市，中國股票市場的有效性程度較低，遠低于成熟市場經濟的資本市場有效水平，同時轉型經濟中股票價格的高度波動和高轉手率會導致托賓Q指標中存在嚴重的潛在偏差[21]。故本文借鑒羅黨論和甄麗明(2008)的做法，選取企業(yè)連續(xù)3年營業(yè)收入增長率的平均值來代替托賓Q[22]，建立修正的托賓Q模型：

(4)

其中，Growth表示企業(yè)投資機會，其余變量的定義同上文。

同樣，為了檢驗互聯(lián)網金融發(fā)展能否有效緩解文化創(chuàng)意企業(yè)融資約束程度，本文在模型(4)的基礎上，再引入互聯(lián)網金融的代理變量(IF)與現金流(CF)的交叉項。故將(4)式擴展為：

(5)

其中，IF表示互聯(lián)網金融發(fā)展水平。若β3<0，則表示互聯(lián)網金融的發(fā)展會降低文化創(chuàng)意企業(yè)投資對內部現金流的依賴性，即互聯(lián)網金融的發(fā)展能緩解文化創(chuàng)意企業(yè)面臨的融資約束。

各變量的衡量方法及其數據來源見表1。

表1 變量的衡量方法及數據來源說明

(二)樣本選取

2008年，北京市統(tǒng)計局頒布《北京市文化創(chuàng)意產業(yè)分類標準》，該分類標準是國內目前較為認可的一種分類標準。結合證監(jiān)會行業(yè)分類(新)的行業(yè)分類，本文總結出八大被廣泛提及的“新聞出版業(yè)、文化藝術業(yè)、廣播電視與電影業(yè)、設計業(yè)、軟件與計算機服務業(yè)、網絡信息業(yè)、廣告業(yè)、休閑娛樂業(yè)”作為本文界定的文化創(chuàng)意產業(yè)行業(yè)類別，篩選得到153家文化創(chuàng)意上市公司。

受到樣本和指標的限制，本文以2009—2014年在滬深上市的153家文化創(chuàng)意企業(yè)為研究樣本。本文所使用的企業(yè)相關的數據來源于萬得數據庫，也有部分數據是通過Excel 2010計算完成的。為使研究結果更加可靠，消除異常樣本可能帶來的影響，本文做了如下處理：剔除數據不全及異常的樣本；剔除所有權性質既非國有性質又非民營性質樣本；剔除現金流為負的樣本。最終得到了包含153家文化創(chuàng)意上市公司608個有效觀測值的非平衡面板數據。

(三)描述性統(tǒng)計分析

表2是主要變量的描述性統(tǒng)計結果?？梢钥闯?，文化創(chuàng)意企業(yè)的投資支出I/K的均值為0.083 2，企業(yè)的投資機會Growth和經營現金流凈額CF/K的均值分別為0.245 6和0.145 2，標準差分別為0.252 8和0.171 3，說明文化創(chuàng)意企業(yè)的投資機會和創(chuàng)造的現金流能力在不同企業(yè)間均存在著較大差別，企業(yè)的成長性存在較大不同。文化創(chuàng)意企業(yè)的主營業(yè)務收入Y/K的波動性最大，標準差高達0.663 0，說明營業(yè)收入在不同文化創(chuàng)意企業(yè)間存在很大的差異。另外，互聯(lián)網金融IF的標準差較小，發(fā)展得較為平穩(wěn)。

表2 主要變量描述性統(tǒng)計

四、實證研究結果

(一)互聯(lián)網金融發(fā)展與文化創(chuàng)意企業(yè)融資約束的實證檢驗

首先，從整體上檢驗所選取的153家文化創(chuàng)意上市公司是否面臨融資約束問題，然后為了檢驗互聯(lián)網金融發(fā)展能否緩解文化創(chuàng)意上市公司的融資約束，將互聯(lián)網金融的代理變量IF與現金流的交叉項IF×IF(CF/K)t-1分別引入歐拉方程投資模型和修正的托賓Q模型中，來考察該交叉項的系數大小，以衡量互聯(lián)網金融的發(fā)展對文化創(chuàng)意企業(yè)融資約束的具體效應。回歸結果見表3。

表3 互聯(lián)網金融發(fā)展與文化創(chuàng)意企業(yè)融資約束之間關系分析結果

注：回歸中的被解釋變量為I/K，歐拉方程投資模型回歸系數下方括號內的數為z統(tǒng)計值，修正的托賓Q模型回歸系數下方括號內的數為t統(tǒng)計值。*、**和***分別表示在10%、5%和1%水平上顯著，且歐拉方程投資模型回歸時涉及到倒數三行中的內容為指定檢驗所對應的P值。

從表中第2列歐拉方程投資模型的回歸結果中可以看到，總樣本投資—現金流敏感系數為0.076 8，且在1%水平上顯著，這種正相關性說明文化創(chuàng)意上市公司的投資多少與企業(yè)內部現金流的多少有關，現金流越多企業(yè)的投資越大，說明企業(yè)的投資依賴于現金流，存在著融資約束。觀察表中修正的托賓Q模型的回歸結果，也可以得到投資與現金流高度敏感的證據，說明文化創(chuàng)意上市公司存在著明顯的融資約束現象，假設1得到驗證。

從表中第3列可以看出，在引入了互聯(lián)網金融發(fā)展水平與現金流的交叉項IF×(CF/K)t-1之后，文化創(chuàng)意上市公司的投資對于各變量都仍十分顯著，且交叉項IF×(CF/K)t-1的系數為-83.660 1，顯著為負，這驗證了本文的假設2：互聯(lián)網金融的發(fā)展使得文化創(chuàng)意上市公司的投資對現金流的敏感性變小，減輕了文化創(chuàng)意企業(yè)投資對內部現金流的依賴性，所以互聯(lián)網金融的發(fā)展能緩解文化創(chuàng)意上市公司的融資約束問題。通過觀察修正的托賓Q模型的回歸結果，也可得到一致的結論。

(二)所有權性質的影響

本文將樣本企業(yè)按照終極控制人的類型進行分組，劃分為國有文化創(chuàng)意企業(yè)和民營文化創(chuàng)意企業(yè)，然后對兩組樣本分別用歐拉方程投資模型和修正的托賓Q模型進行回歸，通過比較(CF/K)t-1以及IF×(CF/K)t-1的系數，來觀察兩組企業(yè)面臨的融資約束差異情況，并考察互聯(lián)網金融發(fā)展對文化創(chuàng)意企業(yè)融資約束的效應是否因所有權性質的差異而有所不同。回歸結果見表4。

表4 互聯(lián)網金融發(fā)展、所有權性質與文化創(chuàng)意企業(yè)融資約束差異

注：回歸中的被解釋變量為I/K，歐拉方程投資模型回歸系數下方括號內的數為z統(tǒng)計值，修正的托賓Q模型回歸系數下方括號內的數為t統(tǒng)計值。*、**和***分別表示在10%、5%和1%水平上顯著，且歐拉方程投資模型回歸時涉及到倒數三行中的內容為指定檢驗所對應的P值。

從表4的歐拉方程投資模型的回歸結果中可以看到，國有和民營文化創(chuàng)意企業(yè)的投資-現金流敏感系數分別為0.054 1和0.105 2，且均在0.01水平上顯著，表明國有文化創(chuàng)意企業(yè)和民營文化創(chuàng)意企業(yè)均顯著面臨融資約束，且國有文化創(chuàng)意企業(yè)面臨的融資約束程度低于民營文化創(chuàng)意企業(yè)。對國有文化創(chuàng)意企業(yè)和民營文化創(chuàng)意企業(yè)的IF×(CF/K)t-1回歸系數進行比較，可發(fā)現國有文化創(chuàng)意企業(yè)的IF×(CF/K)t-1系數為-57.216 6，在5%水平上顯著，而民營文化創(chuàng)意企業(yè)的IF×(CF/K)t-1的系數為-82.354 7，在1%水平上顯著，表明互聯(lián)網金融發(fā)展在緩解國有文化創(chuàng)意企業(yè)和民營文化創(chuàng)意企業(yè)融資約束上存在著較大的差異，不僅體現在互聯(lián)網金融發(fā)展對緩解民營文化創(chuàng)意企業(yè)融資約束問題更顯著，還體現在其系數更大，緩解作用更強。通過分析表4中修正的托賓Q模型的回歸結果，也可以得到一致的證據。故上述分析表明，考慮所有權性質的影響后，本文發(fā)現雖然民營文化創(chuàng)意企業(yè)面臨的融資約束大于國有文化創(chuàng)意企業(yè)面臨的融資約束，但相比較而言，互聯(lián)網金融的發(fā)展更能顯著緩解民營文化創(chuàng)意企業(yè)面臨的融資約束，故假設3得到驗證。

(三)資產輕重的影響

本文先將文化創(chuàng)意上市公司根據資產相對輕重分為輕資產文化創(chuàng)意企業(yè)和重資產文化創(chuàng)意企業(yè)。國際上通常把無形資產占總資產比例相對較大的企業(yè)認定為輕資產企業(yè)[25]，但國內與國際會計標準不同，國內無形資產在總資產中往往沒有完全體現出來[26]。故本文將固定資產占總資產的比重大于15%的文化創(chuàng)意企業(yè)劃分為重資產企業(yè)，反之，歸類為輕資產企業(yè)。本文采用企業(yè)在樣本研究期間固定資產占總資產的平均值來衡量。

本文將樣本企業(yè)重新進行分組，劃分為輕資產文化創(chuàng)意企業(yè)和重資產文化創(chuàng)意企業(yè)，然后對兩組樣本分別用歐拉方程投資模型和修正的托賓Q模型再進行回歸，通過比較(CF/K)t-1以及IF×(CF/K)t-1的系數，來觀察重新分組的兩組企業(yè)面臨的融資約束差異情況，并考察互聯(lián)網金融發(fā)展對文化創(chuàng)意企業(yè)融資約束的效應是否因企業(yè)資產輕重的差異而有所不同?；貧w結果見表5。

表5 互聯(lián)網金融發(fā)展、資產輕重與文化創(chuàng)意企業(yè)融資約束差異

注：回歸中的被解釋變量為I/K，歐拉方程投資模型回歸系數下方括號內的數為z統(tǒng)計值，修正的托賓Q模型回歸系數下方括號內的數為t統(tǒng)計值。*、**和***分別表示在10%、5%和1%水平上顯著，且歐拉方程投資模型回歸時涉及到倒數三行中的內容為指定檢驗所對應的P值。

對比表5歐拉方程投資模型中輕、重資產組的回歸結果，可以看到輕資產文化創(chuàng)意企業(yè)的投資-現金流敏感系數為0.136 1，且在0.01水平上顯著，而重資產組企業(yè)的投資-現金流敏感系數為0.071 5，然而并不顯著，說明輕資產文化創(chuàng)意企業(yè)比重資產文化創(chuàng)意企業(yè)面臨更顯著的融資約束。進一步觀察互聯(lián)網金融發(fā)展與現金流交叉項IF×(CF/K)t-1回歸系數的大小和顯著性，不難發(fā)現互聯(lián)網金融的發(fā)展能更為顯著緩解地輕資產文化創(chuàng)意企業(yè)面臨的融資約束問題，故假設4也得到驗證。

五、主要結論與啟示

(一)研究結論

本文利用2009—2014年滬深上市的153家文化創(chuàng)意上市公司的非平衡面板數據，實證分析得到如下結論：

第一，文化創(chuàng)意上市公司面臨較為嚴重的融資約束問題。具體地說，文化創(chuàng)意上市公司的投資與內部現金流之間存在顯著的正相關關系，這說明投資對內部現金流敏感，公司內外部融資成本存在差異，較高的外部融資成本使得公司面臨投資時會先選擇使用成本低的內部現金流。

第二，互聯(lián)網金融的發(fā)展能緩解文化創(chuàng)意上市公司的融資約束現象。作為互聯(lián)網金融發(fā)展水平的代理變量，第三方互聯(lián)網支付業(yè)務規(guī)模占支付系統(tǒng)業(yè)務金額比重越大，越能降低文化創(chuàng)意企業(yè)的投資—現金流敏感系數，即文化創(chuàng)意上市公司的融資約束程度隨互聯(lián)網金融發(fā)展水平的提高而下降。

第三，國有文化創(chuàng)意上市公司面臨的融資約束程度比民營文化創(chuàng)意上市公司小，但隨著互聯(lián)網金融的發(fā)展，民營文化創(chuàng)意上市公司的融資約束較國有文化創(chuàng)意上市公司得到更加明顯的緩解。雖然中國文化創(chuàng)意企業(yè)以民營企業(yè)為主，在中國特殊制度背景下受到一定的所有制歧視，相比國有文化創(chuàng)意企業(yè)面臨更高的外部融資成本及更大的融資約束，但互聯(lián)網金融的發(fā)展能在更大程度上緩解民營文化創(chuàng)意企業(yè)面臨的融資約束問題。

第四，文化創(chuàng)意上市公司的資產越輕，其投資越依賴于內部現金流，即企業(yè)固定資產占總資產比重越低，面臨的融資約束程度越高。文化創(chuàng)意企業(yè)重創(chuàng)意而輕資產，以知識產權為主來創(chuàng)造社會價值，但其價值較難估量，面臨的不確定性更多，所以資產越輕的文化創(chuàng)意企業(yè)在融資時會由于穩(wěn)定的、價值能量化的抵押品不足，面臨更大的融資約束。然而，互聯(lián)網金融也更能顯著緩解輕資產文化創(chuàng)意上市公司的融資約束。

(二)主要啟示

第一，全方位大力支持文化創(chuàng)意企業(yè)的發(fā)展。文化創(chuàng)意企業(yè)大多以民營企業(yè)為主，規(guī)模相對較小、資產較輕，在傳統(tǒng)金融服務中難以獲得融資，面臨著較為嚴重的融資約束問題。然而近年來，隨著經濟的發(fā)展與人民生活水平的提高，個性化、多樣化消費漸成主流，文化創(chuàng)意企業(yè)的作用更加凸顯。政府部門應鼓勵和引導社會資本以多種形式投資文化創(chuàng)意產業(yè)，對金融產品和服務方式進行創(chuàng)新，推動實現文化創(chuàng)意企業(yè)融資渠道的多元化，促進文化創(chuàng)意企業(yè)健康、長期、穩(wěn)定地發(fā)展。

第二，大力助推互聯(lián)網金融發(fā)展?；ヂ?lián)網金融是對傳統(tǒng)金融業(yè)務的一大創(chuàng)新，是對傳統(tǒng)金融機構的有益補充，互聯(lián)網金融的發(fā)展給文化創(chuàng)意企業(yè)帶來了曙光，與文化創(chuàng)意產業(yè)融資能較好地匹配，可以緩解文化創(chuàng)意企業(yè)面臨的融資約束，解決其融資難問題。目前盡管互聯(lián)網金融的發(fā)展飽受爭議，但對微觀實體經濟尤其是文化創(chuàng)意企業(yè)這類在傳統(tǒng)金融服務中較難獲得融資的企業(yè)來說，互聯(lián)網金融的發(fā)展能有效地緩解文化創(chuàng)意企業(yè)的融資難題，故應辯證看待互聯(lián)網金融的發(fā)展，對互聯(lián)網金融的功能及本質要有清晰的認識，政府及各金融機構應加強互聯(lián)網金融的風險監(jiān)控和防范，共同促進互聯(lián)網金融的健康發(fā)展，使之更好地服務于實體經濟，進而帶動整體經濟的穩(wěn)定發(fā)展。