○重慶工商大學(xué) 龍麗君

一、引言

2021年我國脫貧攻堅(jiān)取得勝利，這意味著我國徹底消除了農(nóng)村絕對貧困。但這并不代表企業(yè)就此結(jié)束了扶貧，而是我國進(jìn)入了實(shí)現(xiàn)鄉(xiāng)村振興的階段。本文運(yùn)用2016—2019年有扶貧資金投入的A股掛牌公司面板數(shù)據(jù)，實(shí)證檢驗(yàn)企業(yè)扶貧資金的投入、融資約束與企業(yè)價(jià)值三者之間的關(guān)系，為我國扶貧企業(yè)資金的投入提供更加合理的決策依據(jù)[1]。

二、理論分析與研究假設(shè)

(一)扶貧投入與企業(yè)價(jià)值

在諸多企業(yè)社會(huì)責(zé)任的履行與企業(yè)績效關(guān)聯(lián)文獻(xiàn)中，王文成、馮驄等學(xué)者認(rèn)為扶貧是履行社會(huì)責(zé)任的一種方式，可為企業(yè)樹立良好的社會(huì)形象，從而能夠提升企業(yè)績效[2-3]。第一，企業(yè)扶貧資金的投入能夠?yàn)槠淅鄯e道德資源，有利于企業(yè)績效的提高；第二，扶貧投入能提升企業(yè)的社會(huì)聲譽(yù)，使得企業(yè)價(jià)值得到間接增值；第三，企業(yè)扶貧資金的投入能夠使企業(yè)與政府建立聯(lián)系，獲得政府的支持。根據(jù)社會(huì)交換理論，企業(yè)與政府通過交換資源可以達(dá)到互惠的目的，一方面企業(yè)扶貧投入可以幫助政府減輕壓力，另一方面政府可以對這些企業(yè)實(shí)施稅收減免、放松管制、行業(yè)準(zhǔn)入或?yàn)槠髽I(yè)獲取金融資源提供便利[4]。企業(yè)在扶貧過程中獲得的這些資源與聲譽(yù)都對改善企業(yè)績效有益，對企業(yè)的長期發(fā)展有益。基于此，本文提出假設(shè)H1：

H1：企業(yè)扶貧資金的投入會(huì)改善企業(yè)的價(jià)值。

(二)融資約束與企業(yè)價(jià)值

Fazzari用企業(yè)留存收益率來衡量企業(yè)的融資約束程度，首次發(fā)現(xiàn)融資約束程度越高的公司，其投資更多取決于內(nèi)部現(xiàn)金流[5]。當(dāng)企業(yè)內(nèi)部的融資不夠，而外部融資費(fèi)用較高時(shí)，企業(yè)出于自身考慮，會(huì)錯(cuò)過最佳的投資時(shí)機(jī)[6]。Joshua利用固定收益養(yǎng)老金計(jì)劃來檢驗(yàn)企業(yè)的投資與內(nèi)部融資的依賴關(guān)系，結(jié)果發(fā)現(xiàn)企業(yè)的投資與融資約束顯現(xiàn)出強(qiáng)烈的負(fù)相關(guān)關(guān)系[7]。因此，當(dāng)企業(yè)自身的融資約束較大時(shí)，企業(yè)的投資速度也會(huì)減慢，此時(shí)企業(yè)有可能喪失競爭優(yōu)勢，抑制企業(yè)的成長，其價(jià)值也難以提升。吳景泰和楊麗霞也檢驗(yàn)出融資約束與企業(yè)價(jià)值是負(fù)向關(guān)系[8]。馬紅和王元月以2007—2013年的戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)公司為研究對象，發(fā)現(xiàn)融資約束對公司的成長有消極影響，而政府補(bǔ)助會(huì)促進(jìn)公司成長，政府補(bǔ)貼在緩解融資約束對公司成長性消極影響方面起到積極作用[9]。劉素榮和劉玉潔以創(chuàng)業(yè)板科技型企業(yè)的相關(guān)數(shù)據(jù)為樣本進(jìn)行實(shí)證研究，發(fā)現(xiàn)融資約束對企業(yè)成長產(chǎn)生負(fù)面影響，并提出緩解企業(yè)融資約束的措施[10]。顧群和翟淑萍研究發(fā)現(xiàn)企業(yè)的成長性因融資約束的存在而受到限制[11]。鑒于以上相關(guān)文獻(xiàn)的分析，提出假設(shè)H2：

H2：融資約束與企業(yè)價(jià)值負(fù)相關(guān)，融資約束抑制了企業(yè)價(jià)值的提升。

(三)扶貧投入、融資約束與企業(yè)價(jià)值

MM理論指出，假設(shè)各種融資方式在完美資本市場下能夠相互替代，企業(yè)也就沒有融資約束[12]。而在現(xiàn)實(shí)中，資本市場并不完美，信息不對稱導(dǎo)致不同的融資方式會(huì)產(chǎn)生不同的融資成本。信號傳遞理論也指出，經(jīng)營良好的企業(yè)可以通過主動(dòng)披露自身經(jīng)營狀況、財(cái)務(wù)狀況、履行社會(huì)責(zé)任狀況等信息，向投資方展示良好的現(xiàn)狀和發(fā)展前景，以減少信息不對稱帶給企業(yè)的逆向選擇和道德風(fēng)險(xiǎn)[13]。企業(yè)參與扶貧是履行社會(huì)責(zé)任的一種體現(xiàn)，主要通過三種方式來緩解融資約束。第一，企業(yè)扶貧資金的投入可以為企業(yè)建立社會(huì)形象，提升企業(yè)的聲譽(yù)和在信貸市場上的競爭力，幫助企業(yè)降低融資費(fèi)用[14];第二，企業(yè)參與扶貧是向外界傳遞企業(yè)經(jīng)營業(yè)績好、財(cái)務(wù)狀況穩(wěn)健的信息，有利于獲得投資者的認(rèn)可，從而緩解融資約束;第三，參與精準(zhǔn)扶貧可以獲得政府的支持，有利于企業(yè)獲得政府的幫助，取得更多資源，也就是說，企業(yè)在進(jìn)行扶貧時(shí)，政府會(huì)給企業(yè)提供政治資源，進(jìn)而緩解融資約束[15]。2012年銀監(jiān)會(huì)發(fā)布的《綠色信貸指引》將企業(yè)信貸直接與履行社會(huì)責(zé)任掛鉤。2016年萬企幫萬村政策文件中指出，“萬企幫萬村”有關(guān)部門應(yīng)主動(dòng)提供相關(guān)服務(wù)，為參與扶貧的企業(yè)提供政策、信息、融資及其他方面的支持[16]。張?jiān)徟c董志愿認(rèn)為企業(yè)通過扶貧資金的投入能獲得更多的市場資源，同時(shí)在扶貧過程中取得政府補(bǔ)貼等政治資源，能緩解企業(yè)的融資約束，促進(jìn)企業(yè)績效增長[17]。趙立偉更是指出扶貧力度與企業(yè)績效之間呈顯著的正相關(guān)關(guān)系[18]。林雅梅等認(rèn)為企業(yè)的扶貧力度越大，獲得債務(wù)融資的能力就越強(qiáng)[19]?；诖耍岢黾僭O(shè)H3：

H3：扶貧投入會(huì)緩解企業(yè)的融資約束，進(jìn)一步提升企業(yè)的價(jià)值。

國有企業(yè)與非國有企業(yè)相比，在政企關(guān)系、產(chǎn)權(quán)保護(hù)及融資等方面具有明顯的優(yōu)勢[20]。國有企業(yè)的管理層由政府直接任命和監(jiān)管，當(dāng)國有企業(yè)遇到財(cái)務(wù)危機(jī)時(shí)，企業(yè)會(huì)求助于政府，政府會(huì)對其提供財(cái)政方面的支持[21]。國有企業(yè)相對于非國有企業(yè)更容易獲得政府的幫助，因此面臨的融資約束也可能較小。王帆發(fā)現(xiàn)具有政企關(guān)系或者是融資約束較大的非國有企業(yè)，實(shí)施扶貧活動(dòng)能夠提升投資效率，進(jìn)而促進(jìn)企業(yè)績效的增長[22]。因此，非國有企業(yè)扶貧資金的投入可能會(huì)更加影響企業(yè)的融資約束程度，對其降低融資約束的效果也就更明顯。據(jù)此，提出假設(shè)H4：

H4：相對于國有企業(yè)，非國有企業(yè)通過扶貧投入緩解自身融資約束效果更好。

三、研究設(shè)計(jì)

(一)樣本選擇和數(shù)據(jù)來源

本文選擇2016—2020年滬深A(yù)股上市公司為研究樣本，財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)來自國泰安數(shù)據(jù)庫，精準(zhǔn)扶貧投入數(shù)據(jù)通過手工查找巨潮資訊網(wǎng)上市公司披露的年報(bào)中重要事項(xiàng)精準(zhǔn)扶貧信息獲得。對樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行如下處理：①金融行業(yè)的特殊性導(dǎo)致其財(cái)務(wù)結(jié)構(gòu)和收入水平與其他企業(yè)存在較大差異，本文剔除了金融類企業(yè);②剔除ST、*ST 以及PT樣本；③受到實(shí)證模型和變量的限制，本文剔除了變量存在缺失值或異常值樣本；④為控制樣本極端值的影響，采取對所有連續(xù)變量進(jìn)行上下1%的Winsorize縮尾處理。最后得到1534個(gè)樣本，采用Stata15進(jìn)行數(shù)據(jù)處理與分析。

(二)模型設(shè)定和變量定義

1.變量定義

為檢驗(yàn)扶貧視角下融資約束對企業(yè)價(jià)值的影響，本文對模型中的變量進(jìn)行定義。

(1)被解釋變量。企業(yè)價(jià)值，本文研究使用托賓Q值來表示企業(yè)價(jià)值，用TobinQ表示。

(2)解釋變量。①融資約束SA指數(shù)，本文借鑒Hadlock和Pierce設(shè)計(jì)的融資約束SA指數(shù)，使用企業(yè)規(guī)模和企業(yè)年齡兩個(gè)隨時(shí)間變化不大且具有很強(qiáng)外生性的變量計(jì)算得來，用SA表示。SA=0.043×Size2-0.04Age-0.737Size。②扶貧資金投入，屬于重要的解釋變量，用年度扶貧資金投入金額取自然對數(shù)得來，用Pov表示。

(3)控制變量?？紤]到影響企業(yè)價(jià)值的其他因素，且通過參考已有文獻(xiàn)的相關(guān)研究，本文設(shè)立了資產(chǎn)負(fù)債率(Lev)、企業(yè)成長性(Growth)、企業(yè)成立年限(Age)、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)(State)、有形資產(chǎn)比率(Fixed)、償債能力(Libpay)、資產(chǎn)收益率(ROA)。具體變量定義如表1所示。

表1 研究變量定義

2.模型設(shè)定

為檢驗(yàn)企業(yè)扶貧資金投入與企業(yè)價(jià)值之間是否存在著簡單的線性關(guān)系，對衡量企業(yè)價(jià)值的TobinQ與扶貧資金投入的自然對數(shù)Pov進(jìn)行多元回歸。為避免遺漏重要變量導(dǎo)致的估計(jì)偏差，引入可能影響企業(yè)價(jià)值的控制變量來檢驗(yàn)假設(shè)H1，得到模型(1)。其中β1反映了企業(yè)價(jià)值對企業(yè)扶貧資金投入的敏感性，β1為正則表示扶貧資金投入對企業(yè)價(jià)值起著正向的促進(jìn)作用，故預(yù)期β1的估計(jì)值應(yīng)顯著為正。

TobinQ=β0+β1Pov+βi∑Controls+ε

(1)

為檢驗(yàn)假設(shè)H2，企業(yè)融資約束對企業(yè)價(jià)值的影響。建立OLS回歸模型(2)，重點(diǎn)考察系數(shù)β1，此時(shí)的β1若為負(fù)，則表明融資約束會(huì)抑制企業(yè)價(jià)值的提升，假設(shè)2成立。

TobinQ=β0+β1SA+βi∑Controls+ε

(2)

為驗(yàn)證假設(shè)H3，扶貧資金投入是否能夠作為向外界傳遞企業(yè)良好的社會(huì)聲譽(yù)，降低企業(yè)與外界信息不對稱程度，從而降低企業(yè)的融資約束。在模型(3)中加入代表扶貧投入Pov與融資約束SA指數(shù)的交互項(xiàng)，進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化的處理，即用(SA-均值)*(Pov-均值)，避免了交互項(xiàng)導(dǎo)致的多重共線性問題。若參數(shù)估計(jì)值為正則可以判斷扶貧資金投入能夠降低企業(yè)融資約束對企業(yè)價(jià)值的消極作用，進(jìn)而提升企業(yè)價(jià)值。其中重點(diǎn)考察參數(shù)估計(jì)值β3。

TobinQ=β0+β1SA+β2Pov+β3SA×Pov+βi∑Controls+ε

(3)

四、實(shí)證結(jié)果與分析

(一)主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)

表2為主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。從表中可以看出，樣本數(shù)有1534個(gè)，TobinQ的平均值為1.527，最小值為0.815，最大值為5.445，說明上市公司之間企業(yè)價(jià)值差異較大。解釋變量SA指數(shù)的均值為5.452，最大值為13，最小值為1.963，說明上市公司的融資約束程度差異較大，對企業(yè)的成長可能不利。扶貧資金投入的自然對數(shù)Pov的均值為5.078，中位數(shù)為4.875，最小值為0.693，最大值為11.91，說明上市公司扶貧資金投入的金額差距較大。從償債能力上看，資產(chǎn)負(fù)債率Lev的均值為0.535，息稅前利潤與負(fù)債之比Libpay的均值為0.156，說明上市公司的舉債較為合理。從成長能力上看，Growth的均值為0.146，即營業(yè)收入增長率平均為14.6%，說明上市公司發(fā)展良好，成長能力較好。從企業(yè)成立年限來看，企業(yè)成立的年齡平均在24年左右。從產(chǎn)權(quán)性質(zhì)上來看，其平均值為0.617，說明國有上市公司占了半數(shù)以上，即在所選取的樣本中，有61.7%的上市公司為國有企業(yè)。有形資產(chǎn)的占比Fixed的均值為0.926，說明公司大部分的資產(chǎn)是有形的，具有較好的抵押償債能力。資產(chǎn)收益率ROA代表每單位資產(chǎn)帶來多少凈利潤，其均值為0.0397，最大值為0.218，最小值為-0.172，說明企業(yè)總資產(chǎn)的盈利能力相差懸殊。

表2 主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)

通過對所有樣本的描述性統(tǒng)計(jì)，我們發(fā)現(xiàn)國有企業(yè)占比較高，為61.7%，同時(shí)考慮到中國特殊的制度背景，按照產(chǎn)權(quán)性質(zhì)分組對各變量進(jìn)行統(tǒng)計(jì)，結(jié)果如表3所示。國有企業(yè)中被解釋變量TobinQ的均值為1.422，非國有企業(yè)中TobinQ的均值為1.696，非國有企業(yè)的企業(yè)價(jià)值水平較高。再看解釋變量融資約束SA指數(shù)和扶貧資金投入Pov，國有企業(yè)中SA指數(shù)均值為5.770，非國企均值為4.939，說明非國有企業(yè)面臨的融資約束較小。國有企業(yè)的扶貧資金投入Pov的均值為4.968，而非國有企業(yè)的Pov均值為5.256，說明非國有企業(yè)扶貧資金投入更多。

表3 按產(chǎn)權(quán)性質(zhì)分組的描述性統(tǒng)計(jì)

(二)回歸分析

如表4所示，從企業(yè)價(jià)值(TobinQ)的回歸結(jié)果中可以看出，OLS估計(jì)的扶貧資金投入?yún)?shù)估計(jì)值為0.035，且在1%顯著性水平下顯著正相關(guān)，說明扶貧資金的投入能夠正向促進(jìn)企業(yè)價(jià)值的提升，假設(shè)H1得到驗(yàn)證。

從控制變量的回歸結(jié)果來看，企業(yè)資產(chǎn)負(fù)債率(Lev)與企業(yè)價(jià)值的系數(shù)顯著為負(fù)，說明資產(chǎn)負(fù)債率與企業(yè)價(jià)值呈負(fù)相關(guān)，即資產(chǎn)負(fù)債率越高，所持有的風(fēng)險(xiǎn)越大，越不利于提高企業(yè)價(jià)值。企業(yè)成長性(Growth)的回歸系數(shù)在10%顯著性水平下正相關(guān)，說明成長性越好的企業(yè)，對企業(yè)價(jià)值的提升越有利。從償債能力來看，息稅前利潤占負(fù)債比(Libpay)在1%顯著性水平上正相關(guān)，說明企業(yè)的利潤足夠償還債務(wù)時(shí)，企業(yè)價(jià)值能得到保值。從總資產(chǎn)的盈利能力來看，資產(chǎn)收益率(ROA)在1%顯著性水平上正相關(guān)，說明總資產(chǎn)的盈利能力越好，越有利于企業(yè)價(jià)值的提升。

在表4中按照產(chǎn)權(quán)性質(zhì)分組并進(jìn)行回歸檢驗(yàn),結(jié)果表明，國有企業(yè)與非國有企業(yè)扶貧資金投入的系數(shù)都為正數(shù)，且都顯著，國有企業(yè)與非國有企業(yè)的系數(shù)值相差不大，說明扶貧資金的投入確實(shí)會(huì)促進(jìn)企業(yè)價(jià)值的提升。

表4 扶貧投入對企業(yè)價(jià)值的影響回歸結(jié)果

如表5所示，從企業(yè)價(jià)值(TobinQ)的回歸結(jié)果中可以看出，融資約束SA指數(shù)的回歸系數(shù)為-0.166，通過了1%的顯著性水平，系數(shù)為負(fù)，說明企業(yè)的融資約束抑制了企業(yè)價(jià)值的提升。假設(shè)H2得到驗(yàn)證。比較國有企業(yè)以及非國有企業(yè)融資約束對企業(yè)價(jià)值影響程度的差異，在表5中按照產(chǎn)權(quán)性質(zhì)分組并進(jìn)行回歸檢驗(yàn)?；貧w結(jié)果顯示，國有企業(yè)與非國有企業(yè)融資約束的系數(shù)均在1%顯著性水平上負(fù)相關(guān)，說明融資約束不利于提升企業(yè)價(jià)值，且非國有企業(yè)SA指數(shù)的絕對值大于國有企業(yè)，說明與國企相比，非國有企業(yè)的融資約束更加抑制企業(yè)價(jià)值的提升。

表5 融資約束對企業(yè)價(jià)值的影響回歸結(jié)果

表6在保證其他控制變量不變的基礎(chǔ)上，加入扶貧資金投入與融資約束的交互項(xiàng)，發(fā)現(xiàn)其系數(shù)估計(jì)值為正值且在1%的水平上顯著。結(jié)合模型(1)中扶貧資金投入的系數(shù)值由0.035下降到0.021，融資約束仍在1%的水平上負(fù)相關(guān)，說明企業(yè)在進(jìn)行扶貧資金投入后，提升了企業(yè)的社會(huì)聲譽(yù)，降低了信息的不對稱，減緩了融資約束。假設(shè)H3成立。

如表6所示,比較國有企業(yè)以及非國有企業(yè)進(jìn)行扶貧資金投入后，融資約束對企業(yè)價(jià)值的影響程度，非國有企業(yè)SA*Pov的交互項(xiàng)大于國有企業(yè)，說明非國有企業(yè)進(jìn)行扶貧后，更有利于緩解其融資約束，進(jìn)而提升企業(yè)價(jià)值。假設(shè)H4得到驗(yàn)證。

表6 扶貧投入、融資約束與企業(yè)價(jià)值的回歸結(jié)果

五、穩(wěn)健性檢驗(yàn)

(一)變量滯后

考慮到企業(yè)通過扶貧資金投入提高聲譽(yù)的機(jī)制可能存在時(shí)滯性，因此將融資約束和扶貧資金投入(SA×Pov)的交互項(xiàng)滯后一期，對模型(3)再進(jìn)行回歸。如表7所示，其中LSA×Pov的系數(shù)為正，且都通過1%的顯著性水平，說明扶貧資金投入能夠緩解企業(yè)的融資約束，進(jìn)而有利于企業(yè)價(jià)值的提升。非國有企業(yè)的LSA×Pov系數(shù)顯著大于國有企業(yè)，說明非國有企業(yè)扶貧資金投入更能夠緩解企業(yè)的融資約束，更有利于提升企業(yè)價(jià)值，與前文的結(jié)論一樣，本文的研究結(jié)論比較穩(wěn)健。

表7 滯后一期的回歸結(jié)果

六、結(jié)論與啟示

(一)結(jié)論

本文采用TobinQ值作為企業(yè)價(jià)值的代理變量，利用2016—2019年滬深A(yù)股上市公司1534個(gè)樣本數(shù)據(jù)，分析企業(yè)扶貧資金投入、融資約束與企業(yè)價(jià)值三者的關(guān)系。結(jié)論為①企業(yè)的扶貧資金投入與企業(yè)價(jià)值呈正相關(guān)關(guān)系，企業(yè)扶貧資金的投入有利于企業(yè)價(jià)值的提升；②企業(yè)的融資約束會(huì)抑制企業(yè)價(jià)值的增長，即融資約束程度較大時(shí)，企業(yè)的價(jià)值就難以提高；③企業(yè)扶貧資金的投入可以提高企業(yè)的社會(huì)聲譽(yù)，從而形成企業(yè)的無形資產(chǎn)，融資約束得到緩解，進(jìn)而影響企業(yè)價(jià)值；④采用分組回歸的方法驗(yàn)證國企與非國企扶貧資金投入減輕融資約束的效果，發(fā)現(xiàn)非國有企業(yè)的扶貧資金投入對降低融資約束效果更好，說明非國有企業(yè)通過扶貧資金投入獲得的益處更多。在一定程度上來說，企業(yè)扶貧資金的投入表面上看是一項(xiàng)支出，但是它帶來的益處卻是無窮的。有利于企業(yè)抓住國家政策機(jī)遇，在發(fā)展戰(zhàn)略上與國家政策一致；有利于企業(yè)營利、經(jīng)濟(jì)效益與社會(huì)效益相結(jié)合；有利于企業(yè)承擔(dān)一定的社會(huì)責(zé)任，樹立良好的社會(huì)聲譽(yù)與形象，從而獲得投資者、大眾以及政府的認(rèn)可，形成企業(yè)的無形資源，增加其競爭力。上述的益處也會(huì)緩解企業(yè)的融資約束，有利于提升企業(yè)的價(jià)值。

(二)啟示

①扶貧資金投入有利于提升企業(yè)的價(jià)值。2021年我國取得脫貧攻堅(jiān)的勝利，但這并不意味著企業(yè)不再進(jìn)行扶貧，相反，企業(yè)還需加大力量扶貧，為我國實(shí)現(xiàn)鄉(xiāng)村振興而努力。特別是非國有企業(yè)，通過扶貧資金的投入來緩解融資約束程度的效果更好，因此非國有企業(yè)更應(yīng)該積極參與扶貧；②手工查找巨潮資訊網(wǎng)上市公司披露年報(bào)中重要事項(xiàng)的精準(zhǔn)扶貧信息，計(jì)算出2016—2019年扶貧企業(yè)中平均有27.69%是非國有企業(yè)，說明還有很多非國有企業(yè)未參與扶貧，這就為鼓勵(lì)非國有企業(yè)參與扶貧提供了一個(gè)契機(jī)；③國家也應(yīng)該重視國有企業(yè)的扶貧資金投入。國有企業(yè)應(yīng)該發(fā)揮自身規(guī)模大、實(shí)力強(qiáng)的優(yōu)勢，發(fā)起設(shè)立各類產(chǎn)業(yè)扶貧基金，充分利用自身業(yè)務(wù)優(yōu)勢推進(jìn)貧困地區(qū)扶貧項(xiàng)目，進(jìn)而促進(jìn)企業(yè)價(jià)值增長；④扶貧資金的投入為企業(yè)提供了一條緩解融資約束的便利途徑，為提升企業(yè)價(jià)值提供了方向。