宮興國，于月莉，林春雷

(1.河北工業(yè)大學 經(jīng)濟管理學院，天津 300401；2.燕山大學 經(jīng)濟管理學院，河北 秦皇島 066000)

一、 引言

國家統(tǒng)計局發(fā)布的有關(guān)資料顯示，2020年我國制造業(yè)增加值達到26.59萬億元，占世界比重接近30%，連續(xù)11年居世界首位，然而全國性商業(yè)銀行為制造業(yè)提供的信貸支持力度不容樂觀，與制造業(yè)行業(yè)增加值在同期GDP的占比差距加大，金融支持力度和方向與制造業(yè)發(fā)展仍存在結(jié)構(gòu)性矛盾。為了解決企業(yè)融資約束，連續(xù)多年的《政府工作報告》都將實體企業(yè)融資問題作為工作重點?！笆奈濉币?guī)劃強調(diào)加快構(gòu)建國內(nèi)與國際雙循環(huán)，共同促進新發(fā)展格局，重要著力點之一就是全面深化金融體制改革。在融資創(chuàng)新的利好背景下，企業(yè)要想發(fā)揮市場主體活力，就要主動優(yōu)化發(fā)展戰(zhàn)略，創(chuàng)新穩(wěn)健的融資模式。

經(jīng)典融資約束理論都是以信息不對稱理論和代理理論為主要內(nèi)容的，但是從企業(yè)戰(zhàn)略層面分析融資約束的文獻相對較少。戰(zhàn)略是企業(yè)一般行為背后影響融資決策更深層次的原因，企業(yè)層面某一特定因素對融資活動產(chǎn)生的影響很有可能是基于戰(zhàn)略決策的結(jié)果[1]。企業(yè)基于經(jīng)營戰(zhàn)略目標來配置必要資源，但是由于企業(yè)的戰(zhàn)略管理仍存在組織結(jié)構(gòu)、商業(yè)模式和治理環(huán)境等方面的認知偏差，從而導致戰(zhàn)略選擇差異。戰(zhàn)略激進與否向外傳達的信號影響外部投資者對企業(yè)整體發(fā)展能力的判斷，這種判斷會影響投資者與企業(yè)管理者之間的信息不對稱和代理沖突，從而形成不同程度的融資約束壓力。

戰(zhàn)略是企業(yè)經(jīng)營和財務活動的綱領(lǐng)，其對財務決策的影響是財務管理實踐中的重要議題。但是作為外部治理環(huán)境的市場化進程對戰(zhàn)略選擇及其結(jié)果的影響機制現(xiàn)有研究還比較少。因此，本文試圖從市場化進程的角度，研究戰(zhàn)略激進度對融資約束的影響。與以往的研究相比，本文的增量貢獻在于：首先，本文的研究豐富了公司戰(zhàn)略管理與企業(yè)財務行為交叉領(lǐng)域的研究，也為融資約束影響因素的研究提供新的視角并進一步發(fā)掘了企業(yè)融資決策背后更深層次的戰(zhàn)略邏輯。其次，本文嘗試按照市場化進程對企業(yè)戰(zhàn)略激進度與融資約束之間的關(guān)系進行異質(zhì)環(huán)境下的分析，并結(jié)合產(chǎn)權(quán)異質(zhì)性，實證比較戰(zhàn)略激進度對企業(yè)融資約束的影響效應差異。這一研究契合中國當今時代背景，有利于發(fā)揮市場作用規(guī)范企業(yè)戰(zhàn)略決策以及融資行為，而且對企業(yè)戰(zhàn)略優(yōu)化、創(chuàng)新融資活動具有較強的現(xiàn)實指導意義。

二、 文獻回顧

不完美市場中信息不對稱和代理問題始終存在，與管理者相比，外部利益相關(guān)者獲取企業(yè)內(nèi)部信息的渠道不夠通暢，導致企業(yè)進行外源融資時成本增加[2]。進一步地，Whited和Wu將企業(yè)由于融資約束導致的經(jīng)營風險定義為“融資約束風險”[3]。之后一部分學者關(guān)注到戰(zhàn)略管理對融資決策的影響，企業(yè)融資模式是長期戰(zhàn)略價值和財務風險權(quán)衡下的自選擇問題，Brander和Lewis從博弈論視角論述了企業(yè)資本結(jié)構(gòu)會受到戰(zhàn)略的影響[4]。自Miles等根據(jù)企業(yè)運用自身資源應對外部環(huán)境和內(nèi)部條件變化的適應程度對戰(zhàn)略進行劃分后[5]，學者相繼進行了戰(zhàn)略激進與否對企業(yè)價值及投融資活動等的研究。Yun等的實證結(jié)果表明戰(zhàn)略激進程度與業(yè)績波動呈正比[6]。企業(yè)戰(zhàn)略越激進會加大其經(jīng)營風險，致使企業(yè)獲取高收益或面臨巨額虧損甚至破產(chǎn)的概率都很大[6]。Eric等進一步研究認為公司的戰(zhàn)略激進度與企業(yè)價值呈倒U型關(guān)系，戰(zhàn)略的激進度超過臨界點之后，合規(guī)性風險增大，反而會降低公司價值[7]。在此基礎(chǔ)上，劉行和胡劉芬研究發(fā)現(xiàn)企業(yè)的激進戰(zhàn)略會增加經(jīng)營風險并降低會計信息質(zhì)量，加劇內(nèi)部的委托代理沖突[8-9]，張靜和張焰朝實證檢驗了企業(yè)戰(zhàn)略差異度對融資約束帶來的影響，并驗證發(fā)現(xiàn)信息不對稱發(fā)揮了中介作用[10]?？梢姡瑢嵤┘みM型戰(zhàn)略的企業(yè)更可能產(chǎn)生融資壓力[11]，原因是公司戰(zhàn)略激進度越高，在研發(fā)新產(chǎn)品和探索新市場的投入越多，從而導致研發(fā)投資增加[12-13]。

市場化進程是市場體制轉(zhuǎn)軌過程中涉及的關(guān)于經(jīng)濟、社會、法律和政治等全方位的變革，是一個動態(tài)的推進過程[14]。由于歷史文化、地理環(huán)境及資源要素等的不同，各地市場化改革的步伐并不一致，具體來說我國東部地區(qū)獲得的市場化紅利明顯高于西部地區(qū)[15]。基于“外部環(huán)境—企業(yè)戰(zhàn)略—經(jīng)營行為”的企業(yè)治理機制，所有企業(yè)都嵌入在特定的市場環(huán)境中，外部環(huán)境會通過影響戰(zhàn)略變革而進一步激發(fā)“牽一發(fā)而發(fā)動全身”現(xiàn)象[16]。在市場化程度較低的地區(qū)，經(jīng)濟、社會資源等要素更多地由政府進行分配，企業(yè)受到制度環(huán)境的約束較大，那么企業(yè)更可能選擇保守性的戰(zhàn)略先穩(wěn)定自身的發(fā)展然后等待時機形成更多的競爭優(yōu)勢[17]。市場化水平高的地區(qū)，金融環(huán)境比較完善，消費者的能力和需求提高，促使企業(yè)進行創(chuàng)新以滿足消費者的需要，則偏向選擇較為激進的戰(zhàn)略[18]。此外，市場化進程會加劇市場競爭，在市場化水平高的地區(qū)，企業(yè)更愿意通過創(chuàng)新推動績效增長。創(chuàng)新會擴大企業(yè)融資需求，進而增加融資約束壓力[19]。

從現(xiàn)有研究來看，戰(zhàn)略管理對融資活動的影響逐漸成為研究焦點，研究思路可以細化為戰(zhàn)略類型、融資方式與資本結(jié)構(gòu)關(guān)系等方面，對戰(zhàn)略激進度影響融資活動的作用機理及影響路徑的研究較少。此外，部分學者研究了市場化進程對企業(yè)融資能力或企業(yè)戰(zhàn)略的影響，但是并未將三者聯(lián)系起來，也未考慮到地域間市場化進程的差異對戰(zhàn)略激進度和融資約束產(chǎn)生的影響。據(jù)相關(guān)文獻來看，企業(yè)戰(zhàn)略類型對融資約束的影響會因市場化進程的不同而產(chǎn)生差異。這是環(huán)境異質(zhì)性在企業(yè)融資約束問題上的深層次反映，此外，不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的企業(yè)對戰(zhàn)略類型的理解和貫徹也會有差異，這會進一步制約戰(zhàn)略類型影響融資活動的效力。因此，本文擬從市場化進程的角度出發(fā)，研究戰(zhàn)略激進度對融資約束的影響，并進一步檢驗產(chǎn)權(quán)性質(zhì)對其影響效應的差異，這有利于發(fā)揮市場作用規(guī)范企業(yè)戰(zhàn)略選擇和融資行為，改善企業(yè)融資瓶頸問題。

三、 理論分析與假設(shè)提出

企業(yè)戰(zhàn)略選擇影響著企業(yè)的長遠目標設(shè)定、商業(yè)模式和企業(yè)結(jié)構(gòu)等方面，其對融資約束產(chǎn)生的影響可以從以下三個方面進行分析。首先，戰(zhàn)略的激進程度會影響企業(yè)的融資需求，而這是引起融資約束風險的基礎(chǔ)[20]。實施激進戰(zhàn)略的企業(yè)，研發(fā)創(chuàng)新活動的頻次和力度都比較大，以期開拓新的市場和推出新產(chǎn)品，這將導致經(jīng)營業(yè)務層面的劇烈變革，經(jīng)營風險增加又帶來經(jīng)營活動現(xiàn)金流的不穩(wěn)定，從而使企業(yè)外部融資需求增加，在融資渠道未得到拓展的情況下，產(chǎn)生了較強的融資約束。其次，戰(zhàn)略越激進的企業(yè)組織結(jié)構(gòu)越復雜，這給組織的內(nèi)部治理帶來更大的挑戰(zhàn)。管理層為了滿足融資需求，會加強盈余操縱致使企業(yè)信息的透明度降低。最后，企業(yè)實施的戰(zhàn)略越激進，研發(fā)活動的投入越多，而研發(fā)投入具有周期長、不公開性和高風險性，此時股東往往難以獲得及時準確的相關(guān)信息，必然會增加投資者的外部監(jiān)督成本，所以企業(yè)的代理問題更加嚴重[6]?？梢?，戰(zhàn)略激進度增加了外部投資者了解企業(yè)業(yè)務和監(jiān)督管理層的成本，提高了企業(yè)融資代價，企業(yè)的融資約束問題更為嚴重。因此，本文基于經(jīng)營風險、信息不對稱和代理成本提出第一個研究假設(shè)。

H1：企業(yè)戰(zhàn)略越激進，融資約束壓力越大。

企業(yè)戰(zhàn)略激進度與融資約束的關(guān)系在一定程度上受到市場化進程的影響。一方面，在市場化進程越高的地區(qū)，資源配置效率越高，微觀企業(yè)的經(jīng)營行為表現(xiàn)出明顯的市場導向，競爭信號會促使企業(yè)放棄一些“短平快”的項目而投資于“高收益率”領(lǐng)域[21]。如果選擇較為激進的戰(zhàn)略，那么意味著企業(yè)更愿意利用創(chuàng)新增加企業(yè)價值，則會擴大融資需求，從而加劇融資約束。另一方面，市場化水平會制約企業(yè)戰(zhàn)略類型的選擇，企業(yè)所在地區(qū)資源要素的可獲得性會導致企業(yè)戰(zhàn)略選擇的差異性，在易變的市場環(huán)境下相對保守的戰(zhàn)略選擇會使企業(yè)面臨高度的市場不確定性，企業(yè)一般會選擇較為激進的戰(zhàn)略應對激烈的競爭環(huán)境，而激進的戰(zhàn)略往往面臨較大的融資約束[22]。因此在考慮各地區(qū)市場化進程差異的情況下，會由于市場化進程促使企業(yè)進行更激進的戰(zhàn)略選擇而加大企業(yè)的融資約束壓力。

此外，從市場體系建設(shè)的各個方面來看，市場化水平達到一定程度，政府對經(jīng)濟的干預力度降低，資源要素更多由市場進行配置，企業(yè)會更加積極主動創(chuàng)新；非國有經(jīng)濟的增加可以刺激市場活力和競爭，這將迫使企業(yè)通過增加創(chuàng)新投資來增強競爭力；產(chǎn)品市場高度發(fā)達時，商品由市場定價，它可以激勵企業(yè)通過投資創(chuàng)新來提高產(chǎn)品質(zhì)量；當要素市場高度發(fā)達時，企業(yè)可以獲得高質(zhì)量的生產(chǎn)要素，如高層次的人才、科技資源和金融資源等，這可以大大增加創(chuàng)新的效果[23]。市場化進程推動企業(yè)創(chuàng)新在戰(zhàn)略上表現(xiàn)為傾向于實施激進的戰(zhàn)略，而隨著創(chuàng)新投入的資金需求提高，企業(yè)面臨的融資約束困擾增加。

基于上述分析，本文提出第二個假設(shè)。

H2：市場化進程越高的地區(qū)，戰(zhàn)略越為激進的企業(yè)面臨的融資約束壓力越大。

四、 研究設(shè)計

(一) 樣本選擇和數(shù)據(jù)來源

本文以2011—2020年滬深A股制造業(yè)上市公司為樣本，并且對數(shù)據(jù)進行以下處理：(1)刪除在這10年間被退市及被ST的企業(yè)；(2)刪除存在缺失值的樣本；(3)為消除極端值的影響，本文選擇對公司層面的連續(xù)變量進行Winsorize(1%～99%)處理。經(jīng)過篩選，符合條件的制造業(yè)上市公司共1220家。在本文研究中除市場化指數(shù)來自《中國分省份市場化指數(shù)報告(2018年)》外，其他財務數(shù)據(jù)均從WIND數(shù)據(jù)庫獲取，主要采用Stata16.0進行數(shù)據(jù)處理。

(二) 變量選取

1. 被解釋變量。關(guān)于被解釋變量融資約束有多種度量方法，為了減少內(nèi)生性對本文研究造成的干擾，本文借鑒Hadlock和Pierce[24]構(gòu)建的Sa指數(shù)來衡量融資約束。計算公式如下：

Sa=-0.737×Size+0.043×Size2-0.040×Age

(1)

式(1)中，Size代表企業(yè)規(guī)模，用期末總資產(chǎn)(單位為百萬元)代替，本文取其自然對數(shù)；Age代表企業(yè)年齡，本文以企業(yè)成立時間長短進行衡量。通過公式計算得出的Sa指數(shù)數(shù)值越大，則表明企業(yè)所受融資約束的困擾越嚴重。

2. 解釋變量。目前關(guān)于戰(zhàn)略激進度的衡量方式較為統(tǒng)一，基本都是參照Bentley等的研究[25]，本文根據(jù)以下六個維度計算戰(zhàn)略激進度的指標，如表1所示。

表1 企業(yè)戰(zhàn)略激進度的度量指標

首先將六個維度的數(shù)據(jù)均用過去五年的均值計算，然后按從小到大排序后等分為五組進行賦值，前五個維度是最小組為1，次小組為2……最大組為5。第六個維度由于是反向指標，所以最小組為5，次小組為4……最大組為1。六個維度的分數(shù)加總得到衡量戰(zhàn)略激進度的離散型變量(Stra)。該變量取值范圍為6～30，數(shù)值越大代表企業(yè)的戰(zhàn)略越激進。

3. 調(diào)節(jié)變量。本文借鑒樊綱等編制的《中國分省份市場化指數(shù)報告(2018)》中市場化總指數(shù)來衡量市場化進程(Mi)[14]。由于該指數(shù)只到2016年，本文基于外部持續(xù)發(fā)展的假設(shè)并參考相關(guān)文獻的做法[26]，2017—2020年市場化指數(shù)用連續(xù)五年的移動平均增長率計算得出。

4. 控制變量。參考已有文獻[13]，本文選擇企業(yè)規(guī)模(Size)、資產(chǎn)負債率(Lev)、資產(chǎn)收益率(Roa)、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)(Soe)、營業(yè)收入增長率(Growth)、現(xiàn)金流量(Cfo)、股權(quán)集中度(Share)作為控制變量，另外控制年度(Year)和行業(yè)(Indcd)。模型中各變量及定義如表2所示。

表2 模型變量定義表

(三) 模型設(shè)定

為驗證市場化進程、戰(zhàn)略激進度與融資約之間的關(guān)系，本文分別構(gòu)建以下兩個回歸模型用以對所提出的假設(shè)逐一進行回歸分析：

Sait=β0+β1Strai,t+β2Sizei,t+β3Levi,t+β4Roai,t+β5Soei,t+β6Growthi,t+β7Cfoi,t+β8Sharei,t+∑Year+∑Indcd+εi,t

(2)

Sait=β0+β1Strai,t+β2Mii,t+β3Stra×Mii,t+β4Sizei,t+β5Levi,t+β6Roai,t+β7Soei,t+β8Growthi,t+β9Cfoi,t+β10Sharei,t+∑Year+∑Indcd+εi,t

(3)

五、 實證結(jié)果與分析

(一) 描述性統(tǒng)計

根據(jù)表3可以看出，融資約束(Sa)均為負數(shù)，表明在制造業(yè)企業(yè)中融資約束較為普遍。融資約束(Sa)的平均值為-3.821，最小值為-5.738，最大值為-2.762，差異較大表明企業(yè)受到的融資約束壓力大小不同。從公司戰(zhàn)略激進度(Stra)指標來看，最小值為6，最大值為30，標準差為4.736，說明公司間戰(zhàn)略差異較大。從市場化指數(shù)(Mi)來看，最小值為0.01，最大值為11.657，標準差為1.864，表明樣本中企業(yè)所在地區(qū)市場化水平存在差異，我國推動市場化改革的步伐并不一致，這也進一步凸顯了本文研究不同市場化進程下戰(zhàn)略激進度與融資約束之間關(guān)系的重要意義。

表3 描述性統(tǒng)計結(jié)果

(二) 相關(guān)性分析

表4是對主要變量進行Paerson相關(guān)性分析，戰(zhàn)略激進度(Stra)與融資約束(Sa)之間的相關(guān)系數(shù)為0.100，并表現(xiàn)在1%水平上顯著，表明在不考慮其他控制變量的情景下戰(zhàn)略激進度與融資約束顯著正相關(guān)，初步支持了本文假設(shè)1。此外，表中各變量的兩兩相關(guān)系數(shù)的絕對值最大為0.447，小于0.5，且經(jīng)過共線性診斷可以判定模型中并不存在明顯的多重共線性問題。

表4 相關(guān)性分析結(jié)果

(三) 回歸分析

為了檢驗企業(yè)戰(zhàn)略激進度、市場化進程與融資約束之間的關(guān)系，分別在控制行業(yè)和年度效應后利用模型進行混合多元回歸，并對回歸系數(shù)的標準誤進行企業(yè)層面的聚類調(diào)整，實證結(jié)果如表5所示。

表5 戰(zhàn)略激進度、市場化進程對企業(yè)融資約束影響的回歸分析

假設(shè)1的回歸結(jié)果如表5中列(1)所示，公司戰(zhàn)略激進度(Stra)與融資約束(Sa)的回歸系數(shù)為0.009，且在1%的水平上顯著為正。這表明戰(zhàn)略激進度與融資約束之間呈顯著正相關(guān)關(guān)系，即企業(yè)戰(zhàn)略越激進其面臨的融資困境越嚴重，支持了假設(shè)1。

為了驗證假設(shè)2，本文在模型(3)中加入戰(zhàn)略激進度與市場化進程的交互項(Stra×Mi)，分析市場化進程對戰(zhàn)略激進度與融資約束的調(diào)節(jié)效應，回歸結(jié)果如表5列(2)所示。交互項(Stra×Mi)與融資約束(Sa)之間的回歸系數(shù)為0.001，表現(xiàn)為1%的水平上顯著正相關(guān)，且與主效應戰(zhàn)略激進度(Stra)的符號相同。這表明市場化進程并沒有改變戰(zhàn)略激進度與融資約束之間的正相關(guān)關(guān)系，但在市場化進程高的地區(qū)戰(zhàn)略激進度對融資約束的強化效果更顯著。由此可以推斷，較高的市場化水平下，企業(yè)戰(zhàn)略越激進，越會加劇融資約束困擾，支持了假設(shè)2。

(四) 進一步檢驗與分析

1. 產(chǎn)權(quán)異質(zhì)性分析

產(chǎn)權(quán)制度理論認為產(chǎn)權(quán)性質(zhì)影響著企業(yè)的使命和戰(zhàn)略布局，國有和非國有企業(yè)的產(chǎn)權(quán)差異會給企業(yè)的組織結(jié)構(gòu)和財務行為帶來影響。因此，需要驗證企業(yè)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)對企業(yè)戰(zhàn)略與融資約束的關(guān)系可能帶來的影響。本文按照產(chǎn)權(quán)性質(zhì)劃分的分組結(jié)果如表6所示，表6中列(1)和列(2)戰(zhàn)略激進度(Stra)與融資約束(Sa)的系數(shù)均在1%的水平上顯著為正，非國有企業(yè)的系數(shù)明顯大于國有企業(yè)，且經(jīng)過組間系數(shù)差異性檢驗發(fā)現(xiàn)戰(zhàn)略激進度(Stra)的系數(shù)在兩組之間存在顯著差異，這表明產(chǎn)權(quán)異質(zhì)性確實會對企業(yè)戰(zhàn)略與融資約束之間的關(guān)系產(chǎn)生影響，且在非國有企業(yè)中這種影響效果更為顯著。

表6 按產(chǎn)權(quán)性質(zhì)分組回歸結(jié)果分析

表6中列(3)和列(4)引入了市場化進程與戰(zhàn)略激進度的交互項(Stra×Mi)，檢驗在雙重異質(zhì)環(huán)境下戰(zhàn)略激進度與融資約束之間的關(guān)系。結(jié)果顯示非國有企業(yè)組的交互項顯著為正且與主效應的符號相同，而國有企業(yè)組交互項為負但并不顯著。經(jīng)過組間系數(shù)差異性檢驗，發(fā)現(xiàn)國有和非國有兩組的交互項(Stra×Mi)的系數(shù)存在明顯差異，這表明在非國有企業(yè)中市場化進程更能發(fā)揮調(diào)節(jié)作用。這是因為相對于非國有企業(yè)，國企政治關(guān)聯(lián)較強，在資本市場中談判優(yōu)勢明顯，有著較為通暢的融資渠道，所以相對于非國有企業(yè)，國企承受的融資約束壓力較輕。而且對于國有企業(yè)而言，國有企業(yè)經(jīng)營目標并不都是以盈利為目的，其融資決策與非國有企業(yè)之間具有重大差異，非國有企業(yè)對市場的適應和反應能力都高于國有企業(yè)。因此，市場化進程更能在非國有企業(yè)中發(fā)揮調(diào)節(jié)效應。

2. 戰(zhàn)略激進度影響融資約束的機理分析

前文根據(jù)企業(yè)的經(jīng)營風險、信息不對稱程度及代理成本提出本文的第一個假設(shè)，即企業(yè)戰(zhàn)略越激進，融資約束影響越大。基于此，進一步分析戰(zhàn)略激進度影響融資約束的內(nèi)在機理，即戰(zhàn)略激進度是否通過經(jīng)營風險、信息不對稱及代理成本影響企業(yè)的融資約束。其中，代理成本(Cost)指標用年末管理費用占年末總收入的比重來衡量[27]。經(jīng)營風險(Risk)指標用企業(yè)每年各季度營業(yè)收入增長率的標準差進行度量[28]。信息不對稱(Insti)指標使用機構(gòu)投資者的持股比例進行衡量，機構(gòu)投資者持股比例越高，公司的外部監(jiān)督作用越強，從而降低內(nèi)外部信息的不對稱程度[29]。由于機構(gòu)投資者是個反向指標，本文將其乘以負1求得信息不對稱程度(Insti)。

戰(zhàn)略激進度影響融資約束的機理分析實證結(jié)果如表7所示。列(1)是假設(shè)1未考慮代理成本、經(jīng)營風險及信息不對稱中介效應下的戰(zhàn)略激進度(Stra)與融資約束(Sa)的回歸結(jié)果。列(2)中戰(zhàn)略激進度(Stra)與代理成本(Cost)的系數(shù)在1%的水平上顯著為正，說明戰(zhàn)略越激進，企業(yè)的代理成本越高。列(3)顯示在控制代理成本之后，戰(zhàn)略激進度與融資約束的系數(shù)仍在1%的水平上顯著，且融資約束與代理成本的系數(shù)也較為顯著，這表明代理成本確實發(fā)揮了部分中介效應。此外，列(4)至列(7)數(shù)據(jù)亦表明經(jīng)營風險(Risk)和信息不對稱(Insti)發(fā)揮了部分中介效應。進一步對以上研究結(jié)果進行Sobel檢驗，發(fā)現(xiàn)代理成本、經(jīng)營風險和信息不對稱的中介效應Z值分別為3.667、3.624和3.629，均在1%的水平上顯著。因此，實證結(jié)果表明代理成本、經(jīng)營風險和信息不對稱均是戰(zhàn)略激進度影響融資約束的變量。

(五) 穩(wěn)健性檢驗

1. 指標滯后兩期

根據(jù)錢德勒的戰(zhàn)略理論，戰(zhàn)略具有先導性和連續(xù)性，但戰(zhàn)略對融資行為的影響可能存在滯后性。同時，市場化進程作為宏觀環(huán)境因素對企業(yè)行為產(chǎn)生的影響也可能存在滯后性。因此，本文采用滯后兩期的戰(zhàn)略激進度(L2.Stra)作為自變量、滯后兩期的市場化進程(L2.Stra)作為調(diào)節(jié)變量進行穩(wěn)健性檢驗。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，在滯后兩期的變量分別代入主檢驗模型后，本文主要研究結(jié)論依然不變。囿于文章篇幅所限未列示檢驗結(jié)果(下同)。

2. 融資約束的替代指標

本文參考已有研究[30]，利用Kaplan和Zingles設(shè)計的綜合指標Kz指數(shù)作為融資約束的替代指標。構(gòu)建的Kz指數(shù)模型如公式(4)所示，該指標是將經(jīng)營活動產(chǎn)生的現(xiàn)金流量(Cf)、現(xiàn)金股利(Div)、現(xiàn)金持有(C)這三個變量用年初總資產(chǎn)標準化，同時利用財務杠桿(Lev)、托賓Q值(Q)指標先進行有序邏輯回歸得出各變量的系數(shù)然后測算得出Kz指數(shù)。該指數(shù)越大，代表企業(yè)的融資約束困擾越嚴重。利用計算得出的Kz指數(shù)帶入模型(2)和模型(3)并使用固定效應模型進行回歸，可以發(fā)現(xiàn)實證結(jié)果基本與前文相同，表明本文的結(jié)果通過了穩(wěn)健性檢驗。

(4)

3. 內(nèi)生性問題

企業(yè)融資決策是基于戰(zhàn)略布局下的行為，管理者通常會根據(jù)企業(yè)戰(zhàn)略規(guī)劃和經(jīng)營目標進行資金配置，從而面臨不同程度的融資壓力。根據(jù)戰(zhàn)略管理理論，企業(yè)戰(zhàn)略激進度和融資約束并不存在互為因果的問題，但是資金缺口會限制企業(yè)戰(zhàn)略的實施。本文借鑒劉行的做法[8]，利用Heckman兩階段模型來解決戰(zhàn)略自選擇帶來的內(nèi)生性問題，建立的戰(zhàn)略選擇模型如公式(5)所示。將戰(zhàn)略激進度(Stra)根據(jù)戰(zhàn)略得分劃分為進攻型戰(zhàn)略(Pros)和保守型戰(zhàn)略(Defe)兩個虛擬變量。當戰(zhàn)略激進度(Stra)得分不小于22時，進攻型戰(zhàn)略(Pros)為1，否則為0；當戰(zhàn)略激進度(Stra)得分不大于14時，保守型戰(zhàn)略(Defe)為1，否則為0。

表7 戰(zhàn)略激進度影響融資約束的內(nèi)部機理分析

Prosi,t/Defei,t=β0+β1STDRoai,t+β2MBi,t+β3Sizei,t+β4Levi,t+β5Roai,t+β6Soei,t+β7Sharei,t+∑Year+∑Indcd+εi,t

(5)

Heckman模型第一階段將過去五年企業(yè)總資產(chǎn)報酬率的標準差(STDRoa)和市賬比(MB，本文用市場價值/所有者權(quán)益表示)作為排他性約束變量，將戰(zhàn)略激進度的虛擬變量Pros和Defe分別按照模型(5)進行Probit回歸，分別計算兩個逆米爾斯比率(IMR)。第二階段，將IMR作為控制變量帶入主檢驗回歸模型。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，主要回歸系數(shù)仍然在1%的水平上顯著，這表明在控制了內(nèi)生性問題后本文的研究結(jié)論依然是穩(wěn)健的。

六、 結(jié)論性評述

本文根據(jù)2011—2020年10年間滬深A股制造業(yè)上市公司為樣本，實證研究戰(zhàn)略激進度、市場化進程與融資約束之間的關(guān)系，得到如下結(jié)論。企業(yè)戰(zhàn)略作為配置內(nèi)外部資源的長期規(guī)劃，是影響企業(yè)融資壓力的重要因子；在市場化進程較高地區(qū)，企業(yè)戰(zhàn)略越激進對融資約束的正向影響效果越強；在非國有企業(yè)中，戰(zhàn)略激進度對融資約束的促進作用更加顯著，而且市場化進程的調(diào)節(jié)作用更明顯；經(jīng)過實證檢驗發(fā)現(xiàn)代理成本、經(jīng)營風險和信息不對稱在戰(zhàn)略激進度影響融資約束的過程中均起到了中介作用。然而值得注意的是，雖然本文的實證結(jié)果認為實施戰(zhàn)略越激進的企業(yè)融資約束更高，但這并不等同于實施的戰(zhàn)略越激進就會導致企業(yè)經(jīng)營業(yè)績變差或喪失競爭優(yōu)勢，因為進攻型戰(zhàn)略在研發(fā)與創(chuàng)新上的投入會給企業(yè)帶來理論上的預期收益。因此，為了緩解融資壓力而破壞企業(yè)的戰(zhàn)略布局是本末倒置的做法。

對于制造業(yè)上市公司而言，企業(yè)應該對由于戰(zhàn)略可能帶來的融資壓力保持警惕?；谏鲜鼋Y(jié)論，本文認為緩解制造業(yè)企業(yè)融資約束應當注意以下四個方面：(1)科學制定戰(zhàn)略規(guī)劃，優(yōu)化戰(zhàn)略布局。戰(zhàn)略優(yōu)化要關(guān)注企業(yè)現(xiàn)有發(fā)展戰(zhàn)略與融資決策的適配問題，戰(zhàn)略變革要注意戰(zhàn)略調(diào)整幅度、調(diào)整規(guī)模和調(diào)整速度，進而選擇匹配的融資模式，緩解融資難等問題。(2)企業(yè)要建立融資風險動態(tài)防控機制。管理者應當綜合考慮所處市場環(huán)境與內(nèi)部經(jīng)營狀況，分析金融政策、資本市場、行業(yè)規(guī)劃等向?qū)嶓w經(jīng)濟傾斜帶來的企業(yè)融資風險的變化，識別在新的發(fā)展格局下制造業(yè)企業(yè)的融資風險并預測風險閾值，構(gòu)建一種能較為全面衡量融資約束風險的評價體系。(3)政府應當引導企業(yè)融資模式創(chuàng)新、動態(tài)調(diào)整資本結(jié)構(gòu)。傳統(tǒng)的金融供給模式難以匹配新發(fā)展格局下的企業(yè)融資需求，因此要拓展多層次資本市場發(fā)展空間，融資模式向體系化、動態(tài)化和科技化方向創(chuàng)新，強化融資效率，控制融資風險。(4)政府應穩(wěn)步推進市場化改革。各地區(qū)政府應根據(jù)本土市場制度環(huán)境積極推進有效市場和有為政府有機結(jié)合，創(chuàng)新優(yōu)化政府公共服務，改善非國有企業(yè)和國有企業(yè)在貸款投放、利率水平及政府補貼等方面的不合理待遇。

本文僅探討了市場化進程和產(chǎn)權(quán)異質(zhì)下的戰(zhàn)略激進度對融資約束的影響效應差異，未來還可以從內(nèi)部控制、高管薪酬、法制環(huán)境等視角展開進一步研究。另外，本文在度量市場化進程時所用指標為《中國分省份市場化指數(shù)報告(2018)》中的總指數(shù)，后續(xù)研究可以收集更具時效性的指標。