資產(chǎn)負(fù)債表渠道效應(yīng)對企業(yè)投資影響分析

1、資產(chǎn)負(fù)債表渠道效應(yīng)對企業(yè)投資的影響分析會計學(xué) 朱建霞 指導(dǎo)教師 佟愛琴【摘要】隨著國內(nèi)金融市場的發(fā)展，作為一種貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制資產(chǎn)負(fù)債表渠道效應(yīng)，對于企業(yè)投資的影響越來越明顯。本文針對2008年美國次貸危機(jī)前后，選取98家上市公司作為樣本，通過研究它們的投資行為，對我國企業(yè)的資產(chǎn)負(fù)債表渠道效應(yīng)進(jìn)行實證分析。與現(xiàn)有文獻(xiàn)不同，采用資產(chǎn)價格變動引起的凈資產(chǎn)變化作為衡量資產(chǎn)負(fù)債表渠道效應(yīng)的變量指標(biāo)，反映出該機(jī)制對投資的直接影響。研究結(jié)果顯示：危機(jī)發(fā)生前，資產(chǎn)負(fù)債表渠道效應(yīng)對于低利息保障倍數(shù)企業(yè)的影響更大；危機(jī)之后，該機(jī)制對于低利息保障倍數(shù)企業(yè)影響變得不顯著，而對高利息保障倍數(shù)企業(yè)的影響仍然顯著，并且比

2、危機(jī)前的影響更大，其啟示是我國企業(yè)面臨更嚴(yán)重的融資約束，從而影響企業(yè)投資，應(yīng)拓寬融資渠道以保證投資資金來源?！娟P(guān)鍵詞】資產(chǎn)負(fù)債表渠道 信息不對稱 融資約束 投資【Abstract】 （略）【Keywords】 （略）1緒論1.1研究背景“當(dāng)前的混亂（指美國次貸危機(jī)）不僅僅是簡單的流動性問題，而反映的是深層次的資產(chǎn)負(fù)債表脆弱性和虛弱的資本基礎(chǔ)，而這意味著它的影響可能是廣泛的，縱深的和更持久的?！?公允價值會計規(guī)則會借助資產(chǎn)負(fù)債表放大外界沖擊，特別是經(jīng)濟(jì)危機(jī)的沖擊，資產(chǎn)負(fù)債表渠道效應(yīng)引起許多專家學(xué)者的關(guān)注，大多是基于發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)主體進(jìn)行了理論與實證研究。作為一個發(fā)展中國家，我國債券市場發(fā)展還處于初期階

3、段，信用評級機(jī)構(gòu)的缺乏等同時約束了企業(yè)的融資，強(qiáng)化了企業(yè)的融資約束。上市公司在有限的資金來源下，危機(jī)對企業(yè)的沖擊更加顯著。西方發(fā)達(dá)資本市場，企業(yè)的融資渠道相對多樣化，同時金融工具創(chuàng)新也部分緩解了資產(chǎn)負(fù)債表渠道效應(yīng)帶來的影響。我國的信貸市場不夠完善，基于銀企的信息不對稱現(xiàn)象十分嚴(yán)重。而一直以來偏好股權(quán)融資的上市企業(yè)，也隨著成熟市場負(fù)債率較高的規(guī)律，逐漸提高負(fù)債比率，從1999年到2005年負(fù)債在企業(yè)融資結(jié)構(gòu)中提高了近30%。外源性融資在企業(yè)融資結(jié)構(gòu)中比重的提高，基于融資約束的資產(chǎn)負(fù)債表渠道效應(yīng)也隨之愈加顯著。 由于我國上市公司偏好股權(quán)融資，其投資支出在很大程度上取決于外部融資需求的實現(xiàn)情況，這是

4、符合融資約束假說的。在上市公司普遍面臨融資約束下，其投資支出更依賴于股漢融資而不是債務(wù)融資。這一特征與發(fā)達(dá)國家上市公司明顯不同。同時，相對于大公司，小規(guī)模公司的投資支出波動性很大。多數(shù)實證研究的經(jīng)驗結(jié)果表明，小規(guī)模公司面臨更嚴(yán)重的融資約束問題，投資支出沒有穩(wěn)定的資金來源保障，而大規(guī)模公司的投資支出水平較高并且較為穩(wěn)定。 本文正是在這樣的背景下，從不同時期，研究不同融資約束狀況的企業(yè)資產(chǎn)負(fù)債表渠道致應(yīng)對企業(yè)投資的影響。探究該機(jī)制在經(jīng)濟(jì)危機(jī)前后兩個階段對我國企業(yè)的投資的影響變動情況。- 117 -1.2研究意義 現(xiàn)有文獻(xiàn)較多研究的是資產(chǎn)負(fù)債表作為一種貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制，是基于宏觀政策角度期考量資產(chǎn)負(fù)

5、債表，并提出相關(guān)政策建議，作為微觀經(jīng)濟(jì)主體的企業(yè)在宏觀政策下處于被動地位。而在經(jīng)濟(jì)快速發(fā)展，競爭激烈的現(xiàn)代社會，不進(jìn)則退的選擇模式要求企業(yè)主動應(yīng)對各種不利影響，積極主動尋求變大變強(qiáng)的戰(zhàn)略戰(zhàn)術(shù)。所以，基于宏觀政策角度更多的是為政策制定者考慮，那么從企業(yè)微觀角度研究資產(chǎn)負(fù)債表渠道效應(yīng)對其投資的影響則直接為企業(yè)生存發(fā)展尋求出路。我國的宏觀經(jīng)濟(jì)政策研究與微觀企業(yè)行為研究存在割裂局面，迫切需要借鑒宏觀經(jīng)濟(jì)政策研究的成果，“在微觀層面上分析宏觀經(jīng)濟(jì)政策的微觀傳導(dǎo)機(jī)制，從而更好地理解企業(yè)行為與企業(yè)產(chǎn)出的關(guān)系，更好的預(yù)測企業(yè)未來的行為與產(chǎn)出”。 國外發(fā)達(dá)國家的資產(chǎn)負(fù)債表渠道效應(yīng)研究較多，對于發(fā)展中國家，特別是

6、我國這樣特殊的經(jīng)濟(jì)環(huán)境與體制下，研究資產(chǎn)負(fù)債表渠道效應(yīng)對企業(yè)投資影響對于我國企業(yè)與世界五百強(qiáng)企業(yè)相競爭并躋身于其中具有重大意義。隨著金融危機(jī)的經(jīng)濟(jì)周期化理論的提出，專家們越來越相信經(jīng)濟(jì)危機(jī)會有一個周期，而現(xiàn)有研究表明資產(chǎn)負(fù)債表渠道效應(yīng)在經(jīng)濟(jì)危機(jī)時影響更為顯著。因而研究金融危機(jī)前后該效應(yīng)對企業(yè)的影響顯得尤其重要。1.3研究思路 在現(xiàn)有研究基礎(chǔ)上，通過實證研究探索資產(chǎn)負(fù)債表渠道效應(yīng)對企業(yè)投資的影響。首先，通過文獻(xiàn)綜述的回顧，本文將主要研究內(nèi)容定格在資產(chǎn)負(fù)債表渠道效應(yīng)對于企業(yè)投資的影響，并選擇我國的上市企業(yè)為研究對象。然后，通過相關(guān)理論的論證，全面選擇相關(guān)原始變量，并運用因子分析對原始變量進(jìn)行處理，

7、消除相關(guān)性。最后，以98家上交所主板企業(yè)為樣本，進(jìn)行回歸分析，得出結(jié)論，并提出建議。 預(yù)期能檢驗資產(chǎn)負(fù)債表渠道對于我國上市企業(yè)投資的影響。在經(jīng)濟(jì)發(fā)展階段，資產(chǎn)負(fù)債表渠道效應(yīng)，使企業(yè)的資產(chǎn)狀況優(yōu)于實際狀況，向債權(quán)人與投資者傳遞較好信息，融資的代理成本較低，投資資金來源穩(wěn)定，而且更加充沛，導(dǎo)致投資支出的提高。而在危機(jī)期間，會惡化企業(yè)資產(chǎn)負(fù)債表，提高企業(yè)融資成本，降低企業(yè)資金需求，引起投資和產(chǎn)量萎縮。在這個假設(shè)得到證實下，從企業(yè)角度提出發(fā)展的建議，包括融資渠道的拓展以及融資方式的創(chuàng)新等方面的建議。2文獻(xiàn)綜述近年來，Bernanke和Gertler在1989年首次提出資產(chǎn)負(fù)債表渠道這個放大經(jīng)濟(jì)沖擊的機(jī)

8、制后，資產(chǎn)負(fù)債表渠道得到越來越多的關(guān)注。許多專家學(xué)者分析認(rèn)為：信息不對稱的存在暗示著公司（或者家庭）凈資產(chǎn)有可能影響投資（或者更具普遍性的支出）決策。2.1資產(chǎn)負(fù)債表渠道的界定 Bernanke與Gertler (1989)、Gertler與Gilchrist (1993)、Oliner與Rudebusch (1996)、 Toshitaka Sekine與Ydahlia Metzgen(1 999)等界定出資產(chǎn)負(fù)債表渠道效應(yīng)，并得到了學(xué)者的認(rèn)可。他們強(qiáng)調(diào)在不完全的金融市場上，信息是非對稱的，導(dǎo)致資產(chǎn)負(fù)債表惡化時出現(xiàn)逆- 118 -向選擇，同時面臨道德風(fēng)險，企業(yè)的借款成本會因此增加。當(dāng)利率上升

9、時，企業(yè)需要為浮動利率借款償付更多的資金，背負(fù)更多的債務(wù)，這是貨幣政策通過傳統(tǒng)的利率渠道對企業(yè)的直凄影響。同時，利率的上升降低了企業(yè)長期資產(chǎn)的價值，企業(yè)的凈資產(chǎn)價值會因此而降低。面資產(chǎn)負(fù)債表渠道效應(yīng)假定借款人的外部融資溢價的大小或者貸款代理成本的大小取決于它的資產(chǎn)凈值的多少，企業(yè)資產(chǎn)凈值越低所需支付的外部融資成本就越高。反之，企業(yè)資產(chǎn)凈值越高，所需支付的外部融資溢價就越低。所以，宏觀經(jīng)濟(jì)政策引起的資產(chǎn)價格波動，通過企業(yè)財務(wù)狀況影響其外部融資溢價，從而影響其信貸條件，最終引起其投資與產(chǎn)出的變動。 傳統(tǒng)的資產(chǎn)負(fù)債表渠道強(qiáng)調(diào)的是貨幣政策通過借款人財務(wù)狀況影響外部融資升水大小（及當(dāng)時的投資經(jīng)費）。Ma

10、rco Gallegati (2005)研究表明：資產(chǎn)負(fù)債表渠道通過借款數(shù)量而非借款成本影響企業(yè)投資經(jīng)費的選擇，放大了對貨幣政策沖擊的經(jīng)濟(jì)反應(yīng)。因而，借款人的周期凈 p富變化，是直接地而不是間接地放大和傳播了產(chǎn)出波動。陸前進(jìn)(2008)，昌忠澤(2010)，王義中與陳雪( 2010)等認(rèn)同了資產(chǎn)負(fù)債表渠道效應(yīng)的直接影響并研究了這種直接效應(yīng)對于年國企業(yè)的影響。 對于資產(chǎn)負(fù)債表渠道效應(yīng)的經(jīng)驗性研究結(jié)果可歸納出以下特征： 第一、企業(yè)融資分為外部融資與內(nèi)部融資，在信息不對稱息下，存在逆向選擇與道德風(fēng)險，因而企業(yè)在外部融資時需要支付代理成本，所以外部融資成本高于內(nèi)部融資成本； 第二、外部融資成本與借款人

11、的凈資產(chǎn)價值成反向變動關(guān)系； 第三、借款人凈資產(chǎn)價值遭受到正面沖擊時，即凈資產(chǎn)價格提高，其外部融資的代理成本將降低，投資增加；相反，在負(fù)面沖擊時，代理成本上升，企業(yè)更難獲得資金，進(jìn)而引起投資和產(chǎn)量的萎縮。2.2資產(chǎn)負(fù)債表渠道效應(yīng)的影響因素 隨著資產(chǎn)負(fù)債表渠道效應(yīng)的理論研究更加成熟，對于資產(chǎn)負(fù)債表渠道是否影響企業(yè)已經(jīng)不再是研究重點，而重點轉(zhuǎn)移到如何影響企業(yè)，以及影響的程度。同時，這些研究更多的是基于企業(yè)微觀角度對資產(chǎn)負(fù)債表渠道效應(yīng)進(jìn)行實證研究。研究結(jié)果證明，資產(chǎn)負(fù)債表渠道效應(yīng)隨著企業(yè)不同的融資約束情況，包括公司規(guī)模大小，融資渠道獲得難易程度，銀行貸款依賴程度等因素，對企業(yè)融資所引起的約束不盡相同

12、，從而引起投資上的不同變動。 對于大小企業(yè)的資產(chǎn)負(fù)債表渠道效應(yīng)的實證研究，Chu-Ping CVijverberg (2004)、；uvadee Rungsomboon(2005)、羅琦(2009)等分析發(fā)現(xiàn)，企業(yè)投資相對于內(nèi)部資金的敏感度隨著企業(yè)規(guī)模的變大而降低。小企業(yè)在外部資本市場上比大企業(yè)面臨著更嚴(yán)重的融資約束。一個小的信貸沖擊對于更小的企業(yè)的資本與存貨投資都產(chǎn)生更大的影響，而且對存貨投資影向更大。 不同市場中的資產(chǎn)負(fù)債表渠道效應(yīng)的研究中，Charles Nolan與Christoph Thoenissen(2009)通過比較三類相似的沖擊：金融市場摩擦沖擊，生產(chǎn)力沖擊和貨幣政策沖擊，得

13、出：金融加速器沖擊對于投資的改變以及內(nèi)外部融資的成本差異的影響遠(yuǎn)大于利率的沖擊。內(nèi)外鄂融資成本差異受到資產(chǎn)負(fù)債表渠道的影響最大。信貸市場不完善使得企業(yè)與債權(quán)人之間存在信息不對稱，完善程度大小差異引起融資約束程度的不同，從而資產(chǎn)負(fù)債表渠道對于企業(yè)投資的影響也就不同。Marco Antonio F.H. Cavalcanti(2010)從理論和實證上研究得出：逮多的市場摩擦必然的預(yù)示著沖擊放大的程度越高，假若其他條件不變，那么，不完全市場- 119 -中宏觀經(jīng)濟(jì)波動越大。所以不同融資約束程度的企業(yè)所受到資產(chǎn)負(fù)債表渠道效應(yīng)的影響程不同，而且該機(jī)制在不同國家的影響也不完全相同。 最后，許多學(xué)者強(qiáng)調(diào)了危

14、機(jī)時期的資產(chǎn)負(fù)債表渠道效應(yīng)的影響更為顯著。Suvad Rungsomboon (2005)直接對比了泰國金融危機(jī)前后企業(yè)受到該機(jī)制的影響，研究結(jié)果證了理論界的一致觀點。王義中與陳雪( 2010)、昌忠澤(2010)也強(qiáng)調(diào)了資產(chǎn)負(fù)債表受到經(jīng)危機(jī)的負(fù)面沖擊更大，放大機(jī)制在危機(jī)時期更為顯著。2.3資產(chǎn)負(fù)債表渠道效應(yīng)的國際比較2.3.1國外研究現(xiàn)狀 現(xiàn)有文獻(xiàn)研究用于公司投資支出的外部融資有效性的，大部分關(guān)注發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)主體例如本、美國、英國、德國和西班牙。發(fā)達(dá)國家的資本市場更加完善，企業(yè)的融資渠道更加多化，同時信用的評級機(jī)構(gòu)的存在也部分解決了信息不對稱對中小企業(yè)的限制。而在發(fā)展中家，信貸與資本市場都使得企

15、業(yè)融資約束與發(fā)達(dá)國家不同。然而，研究發(fā)展中國家的文章很有限。 Agung2000檢驗了融資因素與投資的關(guān)系，基于1993-1997時間段印度尼西亞公司進(jìn)行實證分析。Driffield and Pal (2001)采用四個東亞國家，分別是印度尼西亞、韓國、馬來西亞和泰國，在1989-1997期間的公司水平數(shù)據(jù)，以此調(diào)查研究公司用于投資的融資模式。研究結(jié)果發(fā)現(xiàn)印度尼西亞公司很大程度上依賴現(xiàn)金流作為投資資金來源。Francois Hermet (2003)、Suvadee Rungsomboon(2005)、Gibson與Angelopoulou (2009)分別分析了韓國，泰國和英國公司的資產(chǎn)負(fù)債

16、表渠道效應(yīng)對于不同企業(yè)的影響，將樣本按公司規(guī)模大小或者融資政策（股息支出，股份發(fā)行以及財務(wù)杠桿方式）分類，不同樣本的數(shù)據(jù)證明資產(chǎn)負(fù)債表渠道效應(yīng)在不同的類型的企業(yè)，產(chǎn)生的影響不盡相同。易晶津(2007)通過捷克共和國、！日本、韓國的研究，反映了在不同經(jīng)濟(jì)特征的國家，貨幣政策的資產(chǎn)負(fù)債表渠道存在差異。j 不同國家的實證研究比較，我們可以發(fā)現(xiàn)，資產(chǎn)負(fù)債表渠道效應(yīng)發(fā)揮作用的主要受到不同的市場環(huán)境的影響，尤其是信貸環(huán)境。因而，在發(fā)展中國家特殊的投資環(huán)境下，資產(chǎn)負(fù)債表渠道效應(yīng)對于投資的影響也更具特殊性。 2.3.2國內(nèi)研究現(xiàn)狀 國內(nèi)關(guān)于資產(chǎn)負(fù)債表渠道效應(yīng)的研究重點在于是否存在資產(chǎn)負(fù)債表渠道效應(yīng)，劉英(20

17、07)、趙延申(2010)、王義中與陳雪(2010)的實證研究都證實了這一機(jī)制對于我國企業(yè)的影響。此外，國內(nèi)研究更多致力于對于融資約束與投資效率的考量。 目前作為度量融資約束的代理變量主要有股利支付率、公司規(guī)模、利息保障倍數(shù)。但融資約束本身是一個相對復(fù)雜的問題，用一個變量所能代表的信息有限，因此單一變量度量約束程度的缺陷是很明顯的。對融資約束的度量，也有文獻(xiàn)采用了多個指標(biāo)綜合評價的方法，李延喜、杜瑞等(2007)借鑒了Cleary的思想，運用主成分分析法構(gòu)建了度量融資約束的指標(biāo)體系，在一定程度上避免了單一指標(biāo)對實證研究造成的偏差；李科與徐龍炳基于中國上市公司2002-2007年的數(shù)據(jù)，通過衡量

18、金融工具短期融資券的推出融資約束的改變，巧妙地避免了融資約束型企業(yè)與非融資約束型企業(yè)的分類標(biāo)準(zhǔn)，或者融資約束程度的衡量。 對于投資效率的考量，郭建強(qiáng)(2005)提出在充分考慮不確定性，融資約束的統(tǒng)一投資模型的基礎(chǔ)上，投資需要考慮經(jīng)濟(jì)環(huán)境的不確定性，融資環(huán)境的改善等，對企業(yè)投資更具實- 120 -際指導(dǎo)意義。連玉君(2009)研究了中國上市公司投資效率兩大影響因素：基于資本市場信息不對稱發(fā)展出來的融資約束理論和基于經(jīng)理人與股東利益沖突發(fā)展出來的代理成本理論，其中融資約束影響更為顯著。兩者共同作用使得上市公司整體投資支出比最優(yōu)水平低了約34%。 國內(nèi)的實證研究并沒有過多強(qiáng)調(diào)中國特殊的投資環(huán)境下的影

19、響，只是借鑒了發(fā)達(dá)國家研究的結(jié)果，并沒有強(qiáng)調(diào)危機(jī)前后我國融資約束不同的企業(yè)受到不同的資產(chǎn)負(fù)債表渠道效應(yīng)。對于企業(yè)如何應(yīng)對資產(chǎn)負(fù)債表效應(yīng)的帶來的不良沖擊放大，沒有太多實際指導(dǎo)意義，這也與其研究的宏觀政策角度有關(guān)。3理論基礎(chǔ)與研究假設(shè) 根據(jù)文獻(xiàn)綜述，本文旨在考察資產(chǎn)負(fù)債表渠道效應(yīng)對我國企業(yè)的投資的影響，從企業(yè)微觀角度，選取了發(fā)展中國家該渠道效應(yīng)與企業(yè)投資的分析模型。 由于信息的非對稱導(dǎo)致的代理問題，貸款者索取的實際利率要大于在沒有非對稱信息條件下的利率成本。因而，所有的傳統(tǒng)的投資理論假定投資的成本等于借貸市場的均衡利率水平無風(fēng)險利率是不準(zhǔn)確的，至少是小于現(xiàn)實條件下的銀行索取的利率?，F(xiàn)實的資本成本要

20、高于傳統(tǒng)理論所定義的資本成本。這種低估的成本因素正是金融因素資本市場的非完全性導(dǎo)致的投資成本被低估了。資產(chǎn)負(fù)債表渠道效應(yīng)則放大了這個金融因素的影響，通過影響企業(yè)財務(wù)狀況間接影響企業(yè)融資，同時，通過影響借款數(shù)量影響投資資金來源，最終放大了宏觀經(jīng)濟(jì)政策對于企業(yè)投資產(chǎn)出的影響。3.1資產(chǎn)負(fù)債表渠道效應(yīng)指標(biāo)的衡量現(xiàn)有的文獻(xiàn)選用的分析模型主要分歧在于三大變量的衡量，分別是融資約束、資產(chǎn)負(fù)債表渠道效應(yīng)、投資機(jī)會，如表1所示。表l變量指標(biāo)的衡量變量指標(biāo) 代表文獻(xiàn)企業(yè)規(guī)模Gertler. Gilchrist (1994);SuvadeeRungsomboon (2005)融資約束股息支付率Fazzari et

21、 al. (1988);Cleary(1999)利息保障倍數(shù)Guariglia (1998);王義中、陳雪(2010)托賓QErickson . Whited (2000);Elent Angelopoulou. Heather D. Gibson (2009)投資機(jī)會托賓Q均值SuvadeeRungsomboon (2005)連玉君(2009)托賓O與銷售S/KFrancois Hermet (2003):王義中、陳雪(2010)；- 121 -李科、徐龍炳(2010)George Allayannis.Abon (2001);現(xiàn)金流 Elent Angelopoulou、Heather D

22、.Gibson (2009).趙延申( 2010)資產(chǎn)負(fù)債表渠道效應(yīng)流動資金比率SuvadeeRungsomboon (2005) 麓凈資產(chǎn)變動Francois Hem嵋t(2003)5 海Christiano et al.(2004, 2007); 王義中、陳雪(2010) 3.1.1 融資約束指標(biāo)的衡量 現(xiàn)有文獻(xiàn)對于融資約束的衡量一般包括企業(yè)規(guī)模、股息支付比率及利息保障倍數(shù)，還有直接將樣本按企業(yè)規(guī)模的大小，其他渠道資金獲得的能力，銀行貸款的依賴程分類比較。Fazzari et a1(1988)選取股利支付率作為衡量融資約束的替代變量，認(rèn)為信息不對稱帶來的融資成本對于企業(yè)約束較大時，企業(yè)會減

23、小股利的支付，從而留存更多利潤用來投資，進(jìn)而對內(nèi)部資金的波動更敏感，而Cleary(1999)也根據(jù)公司股利支付率對樣本進(jìn)行分類，但得出結(jié)論相反。大量研究使用了股利作為標(biāo)準(zhǔn)，但這要求市場經(jīng)濟(jì)一定的完善程度，對轉(zhuǎn)型經(jīng)濟(jì)I當(dāng)，尤其對于中國不適合，我國股利支付少，股利分配并不具備西方股利分配的4企業(yè)現(xiàn)在基本上處于資金短缺時期，整體都表現(xiàn)為圈錢特點。另外，我國上市公j理導(dǎo)向的環(huán)境中發(fā)展起來，雖然目前市場化改革在逐步深化，但制度因素仍然起到了很重要的作用，國外很多文獻(xiàn)研究中國上市公司投資、融資約束與不確定性問題時，都要花大量篇幅論述中國的制度背景。所以近年來國內(nèi)對于資產(chǎn)負(fù)債表渠道效應(yīng)的研究，融資約束采用

24、利息保障倍數(shù)，根據(jù)國內(nèi)外文獻(xiàn)，我們采用利息保障倍數(shù)來衡量企業(yè)的融資約束情況。 利息保障倍數(shù)不僅反映了企業(yè)獲利能力的大小，而且反映了獲利能力對償還到期債務(wù)保證程度，它既是企業(yè)舉債經(jīng)營的前提依據(jù)，也是衡量企業(yè)長期償債能力大小的：要維持正常償債能力，利息保障倍數(shù)至少應(yīng)大于1，且比值越高，企業(yè)長期償債能力越強(qiáng)。利息保障倍數(shù)越高，企業(yè)外部融資成本越低，融資約束就越弱，反之，則融資約束就越強(qiáng)。 Milne (1991)的研究，他通過研究英國制造業(yè)企業(yè)與銀行的關(guān)系發(fā)現(xiàn)，當(dāng)企業(yè)利息保障倍數(shù)低于5時，銀行就特別注意該借款企業(yè)的還款能力。一般選取五年的利息保障倍數(shù)平均值進(jìn)行考量，但限于危機(jī)之后至今可獲數(shù)據(jù)僅三年，

25、所以只能進(jìn)行三年的考察。王義中與陳雪( 2010)也將企業(yè)按利息保障倍數(shù)基于5，分為融資約束強(qiáng)弱兩組進(jìn)行比較分析。 3.1.2投資機(jī)會的衡量 Q理論是現(xiàn)金流量模型的一般化，該理論假定企業(yè)投資的決定與Q值對應(yīng)。Q值是資本資產(chǎn)價值與資本資產(chǎn)的重置成本的比率。資本市場價值是資本的需求價格，而替代這些資本的價格就是資本的供給價格。當(dāng)Q等于1時，市場處于均衡狀態(tài)，表明資本的需求價格與供給價格相等。當(dāng)Q大于1時，企業(yè)愿意增加投資，相反，當(dāng)Q小于l時，則投資意愿較少。 理論上，Tobin Q是公司投資機(jī)會的代理變量，公司的投資與公司的邊際Tobin Q有關(guān)，投資機(jī)會越高，公司的投資會越多。然而更多文獻(xiàn)提出了

26、投資的銷售加速模型，所以Q值不能完全反映需求的影響，因此根據(jù)投資的銷售加速模型，引入了銷售收入變量。然而，Tobin Q- 122 -隨衡量上仍存在問題。因為理論上邊際Q值才是合理的變量。實際上我們只能觀察到公司的平 Tobin Q，在回歸方程的估計中使用平均Tobin Q代替邊際Tobin Q導(dǎo)致了測量誤差的問題（Erickson與Whited，2000)。特別是在中國的資本市場上，加上平均Tobin Q的計算也存在不同的方法，因此在估計回歸方程中可能存在更大的測量誤差問題。在研究中國資本市場上的投資方程中，得出的Tobin Q的估計系數(shù)大相徑庭，饒育蕾與汪玉英(2006)估計的Tobin

27、Q系改為負(fù)。徐惠玲與劉軍霞(2007)詳述了中國資本市場上Tobin Q存在的問題。本文研究金融危機(jī)前后，公司融資約束的外部沖擊引起融資約束變化對公司投資的影響有助于克服先前實證研究中的問題，因此能夠提供融資約束對投資影響方面的新的更加可靠的證據(jù)。托賓Q假定證券市場相對有效，關(guān)注影響企業(yè)投資行為的長期發(fā)展機(jī)會因素，而市場價格能夠充分反映企業(yè)的長期發(fā)展趨勢。而用收入增長衡量的是企業(yè)短期的發(fā)展機(jī)會。所以本文采用Q與銷售收入增長同時作為投資機(jī)會的衡量指標(biāo)。 Q值的計算方法采用Smith與Watts (1993)的方法，用公司上年的權(quán)益市場價值與公司負(fù)貸面值之和除以公司總資產(chǎn)賬面價值，公司權(quán)益市場價值

28、用年末股價乘以流通股數(shù)量加上每投凈資產(chǎn)乘以同年非流通股數(shù)量來計算。 3.1.3資產(chǎn)負(fù)債表渠道效應(yīng)的衡量 現(xiàn)有文獻(xiàn)中大多研究投資與現(xiàn)金流的敏感性來研究資產(chǎn)負(fù)債渠道效應(yīng)的影響，對于融資約束下投資與現(xiàn)金流的敏感性關(guān)系進(jìn)行的研究呈現(xiàn)出不同的結(jié)果：Athey和Laumas (1994)限據(jù)股權(quán)資本賬面值來衡量公司規(guī)模，并對印度公司的樣本進(jìn)行劃分。這兩項研究的結(jié)論表羽：大規(guī)模公司相對于小規(guī)模公司具有較低的投資一現(xiàn)金流敏感性；Palani (1998)等對用公司市值、總資產(chǎn)與銷售額來衡量公司規(guī)模，發(fā)現(xiàn)不同規(guī)模公司的投資對現(xiàn)金流量的影響存在顯著性差異，大公司的投資對現(xiàn)金流量的敏感性比小公司更強(qiáng)。Marco G

29、allegati (2005)趼究表明：資產(chǎn)負(fù)債表渠道，通過借款數(shù)量而非借款成本影響企業(yè)投資經(jīng)費的選擇，直接放大了對貨幣政策沖擊的經(jīng)濟(jì)反應(yīng)。強(qiáng)調(diào)了這種影響機(jī)制的直接性而非間接性。陸前進(jìn)(2008)、昌忠澤(2010)、王義中與陳雪(2010)等認(rèn)同了資產(chǎn)負(fù)債表渠道效應(yīng)的直接影響。覡金流所反映出來的融資約束對于企業(yè)投資的影響是間接的，所以，基于現(xiàn)金流的研究即使能達(dá)成一致的結(jié)果，在理論模型本身也有一定的欠缺性。 本文綜合現(xiàn)有文獻(xiàn)的研究，借鑒了王義中與陳雪( 2010)以資產(chǎn)價格波動作為資產(chǎn)負(fù)債表渠道效應(yīng)的衡量變量，反映了該渠道效應(yīng)是通過引起企業(yè)資產(chǎn)縮水，直接影響企業(yè)投資。3.2現(xiàn)有實證研究方法的不

30、足 根據(jù)文獻(xiàn)綜述，國內(nèi)外關(guān)于資產(chǎn)負(fù)債表渠道效應(yīng)的實證研究主要有以下局限： 1現(xiàn)有文獻(xiàn)主要關(guān)注宏觀經(jīng)濟(jì)因素的對比，如Charles Nolan與Christoph (2009)將資產(chǎn)負(fù)債表渠道效應(yīng)在經(jīng)濟(jì)危機(jī)下的影響與市場摩擦，匯率變動進(jìn)行比較分析。而在資產(chǎn)負(fù)債表渠道效應(yīng)角度，應(yīng)該重視的是其對于企業(yè)影響程度，以及影響機(jī)制，從而為企業(yè)投資存生的阻礙與約束提出實際的建議?，F(xiàn)有文獻(xiàn)更多致力于提出更好的貨幣政策，是站在宏觀經(jīng)齊角度，而不是企業(yè)微觀，如Francois Hermet(2003)、Suvadee Rungsomboon (2005)。 2大多研究資產(chǎn)負(fù)債表渠道效應(yīng)對大小企業(yè)的影響，很多文章研究

31、經(jīng)濟(jì)危機(jī)時期的資產(chǎn)負(fù)債表渠道效應(yīng)，但是缺少危機(jī)前后時期的對比。如Oliner與Rudebusch(1996)通過研究發(fā)現(xiàn)，貨幣政策緊縮后投資與現(xiàn)金流量之間的相關(guān)性更為顯著。Driffield與Pal (2001)采用在- 123 -1989-1997期間的公司數(shù)據(jù)。王義中與陳雪(2010) 3選取了2001-2008年的數(shù)據(jù)，并組對比，但是不是基于金融危機(jī)前后，而是為了考察2007年實施會計新準(zhǔn)則對資產(chǎn)負(fù)債表渠道效應(yīng)的影響。 3由于國內(nèi)外研究主要關(guān)注宏觀經(jīng)濟(jì)政策的傳導(dǎo)，忽視了資產(chǎn)負(fù)債表渠道效應(yīng)對于企業(yè)的具體影響機(jī)制。從資產(chǎn)負(fù)債表渠道效應(yīng)的提出開始，就是作為一種貨幣政策傳導(dǎo)機(jī)制而逐漸被學(xué)者關(guān)注的

32、。Marco Gallegati (2005)提出了該機(jī)制對企業(yè)影響的直接性，更加清晰地解釋資產(chǎn)負(fù)債表渠道效應(yīng)的影響機(jī)制。 近年來的研究才開始選取現(xiàn)金流之外的指標(biāo)作為影響變量。如李科與徐龍炳( 2010)構(gòu)建了一個信用評價指標(biāo)，王義中與陳雪( 2010)構(gòu)建了資產(chǎn)價格波動引起的凈資產(chǎn)變動指標(biāo)作為資產(chǎn)負(fù)債表渠道效應(yīng)的變量。趙延申(2010)通過構(gòu)建一個貨幣政策虛擬變量來衡量資產(chǎn)負(fù)債表渠道效應(yīng)。這些最新研究客服了傳統(tǒng)分析模型的理論偏差，衡量了資產(chǎn)負(fù)債表渠道效應(yīng)對企業(yè)的直接影響，對于本文的研究具有借鑒意義。 4以我國企業(yè)為研究對象的資產(chǎn)負(fù)債表渠道效應(yīng)的研究文獻(xiàn)屈指可數(shù)。Charles Nolan與C

33、hristoph hoenissen (2009)、Marco Antonio FHCavalcanti (2010)等都強(qiáng)調(diào)了不同市場環(huán)境下該機(jī)制的影響不同。我國信貸市場與證券市場發(fā)展較晚，一直為把自身經(jīng)濟(jì)與國際接軌而努力，國際化的加強(qiáng)，我國受到國際貿(mào)易與經(jīng)濟(jì)往來的影響不斷加強(qiáng)。特別是作為美國第一大債權(quán)國，美國次貸危機(jī)對中國的影響不可忽視。而且我國信用基礎(chǔ)較差，還處在致力于構(gòu)建適合自身經(jīng)濟(jì)發(fā)展的信用評級體系。鑒于我國企業(yè)融資與投資的特殊性，資產(chǎn)負(fù)債表渠道效應(yīng)的研究對于企業(yè)微觀的意義重大。3.3研究假設(shè) 公允價值計量的企業(yè)凈資產(chǎn)價值在外部沖擊下產(chǎn)生了波動，這種波動通過影響企業(yè)凈資產(chǎn)導(dǎo)致企業(yè)資本

34、成本的變化影響企業(yè)投資。我們假設(shè)企業(yè)投資資金來源于內(nèi)部現(xiàn)金流與外部借貸資金，也就假定了企業(yè)的融資分為內(nèi)部融資與外部融資，并且在信息不對稱下，外部融資需要支付額外成本。 資產(chǎn)負(fù)債表渠道正是通過影響企業(yè)投資資本成本，通過借款數(shù)量再影響借款成本，從而放大了外部沖擊對企業(yè)的影響。 在這個過程中，與西方發(fā)達(dá)國家不同，中國這種特殊的投資狀況下，高利息保障倍數(shù)的企業(yè)具有較強(qiáng)的外部融資能力，因而其投資資金較多的依賴于外部資金，其外部融資成本更易受到凈資產(chǎn)價格波動的影響。低利息保障倍數(shù)的企業(yè)投資更多依賴于自身現(xiàn)金流，盡管其外部融資成本也受凈資產(chǎn)價格波動影響，但是和高利息保障倍數(shù)的企業(yè)相比，外部融資渠道一直以來都

35、難以獲得，導(dǎo)致其投資資金一直限制在少量的自由資金和有限的外部借款，因而外部融資約束的變動對于投資變動的影響不明顯。 因此本文提出假設(shè)1： 資產(chǎn)負(fù)債表渠道效應(yīng)對于低利息保障倍數(shù)公司影響更不顯著，而且與高利息保障倍數(shù)公司相比，該效應(yīng)與投資的相關(guān)性更小。 隨著金融全球化趨勢增強(qiáng)， 金融危機(jī)的輻射面更廣，而且影響速度更快，在金融危機(jī)過程中，資產(chǎn)負(fù)債表渠道效應(yīng)放大了資產(chǎn)負(fù)債表變量的變動性，從而放大了宏觀經(jīng)濟(jì)對于微觀企業(yè)的沖擊。而這種沖擊對于外部投資的投資意愿的影響相比于危機(jī)之前下更為明顯。正如 Krishnamurthy (2009)突出金融危機(jī)的放大機(jī)制。王義中與陳雪(2010)也強(qiáng)調(diào)了在經(jīng)濟(jì)危- 1

36、24 -帆下資產(chǎn)負(fù)債表渠道效應(yīng)更顯著。 而信貸市場的不完善加上證券市場的發(fā)展較晚，中國企業(yè)的投資都有別于發(fā)達(dá)國家。高利息保障倍數(shù)的企業(yè)一般是大企業(yè)，融資渠道選擇上更傾向于股權(quán)融資，而低利息保障倍數(shù)企業(yè)一般是小企業(yè)，外部融資主要依賴于銀行貸款。在經(jīng)濟(jì)形勢較差時，銀行更傾向于加大對大企業(yè)的貸款力度，所以出現(xiàn)了宏觀經(jīng)濟(jì)環(huán)境較好時在股市中“圈錢”，而在環(huán)境較差時才跨向負(fù)債的現(xiàn)象(黃輝2009)。 因此，本文也試圖研究在中國這種特殊的資本市場下，資產(chǎn)負(fù)債表渠道效應(yīng)對于企業(yè)投資的影響是否有別于西方發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)體，同時研究危機(jī)發(fā)生后對于企業(yè)投資的具體影響變動情兄。 由此本文提出假設(shè)2： 低利息保障倍數(shù)公司在危機(jī)

37、之前的資產(chǎn)股債表渠道效應(yīng)顯著；而危機(jī)之后，由于外部融資受到限制，因而反而不顯著； 高利息保障倍數(shù)公司在危機(jī)前后的資產(chǎn)負(fù)債表渠道效應(yīng)都顯著；而危機(jī)之后，由于危機(jī)帶來了巨大的負(fù)面沖擊；導(dǎo)致該渠道效應(yīng)對于企業(yè)投資影響更大，相關(guān)性增強(qiáng)。4 研究設(shè)計4.1變量設(shè)計 基于以上理論分析，為克服現(xiàn)有實證研究中變量選取上的不足，本文在數(shù)據(jù)可獲性項基礎(chǔ)上，以修正模型為標(biāo)準(zhǔn)，選取以下指標(biāo)作為原始變量。表2變量定義一覽表 變量符號 性質(zhì) 變量定義 I/K 被解釋變量（固定資產(chǎn)投資凈值+在建工程凈值+長期投資凈值）資本存量 P*(A-D)/K 解釋變量 （凈資產(chǎn)總資產(chǎn)）*P Q 解釋變量（股價×流通股股數(shù)+每

38、股凈資產(chǎn)x非流通股股數(shù)+總負(fù)債）總資產(chǎn)賬面值 S/K 解釋變量 主營業(yè)務(wù)收入總資產(chǎn) CF/K 解釋變量 經(jīng)營活動產(chǎn)生的現(xiàn)金流量凈額總資產(chǎn)4.2樣本選擇和數(shù)據(jù)處理本文以20052010年上海證券交易所上市公司為研究對象，在樣本選取上采取以下標(biāo)準(zhǔn)：1樣本公司均在2003年1月1日之前上市，且2010年繼續(xù)上市交易；2剔除ST公司，這類企業(yè)的公司業(yè)績波動的幅度較大，所得數(shù)據(jù)不具有可比性；3剔除金融類公司，這類公司采取的會計制度與其他公司存在顯著差異，同時依照證監(jiān)- 125 -會行業(yè)分類標(biāo)準(zhǔn)，對所剩行業(yè)進(jìn)行分類以便控制行業(yè)差異；4.剔除數(shù)據(jù)不全及數(shù)據(jù)異常公司，然后從有效的公司中選取樣本最終得到100家

39、公司。公司財務(wù)報表數(shù)據(jù)與財務(wù)指標(biāo)分析數(shù)據(jù)來自國泰安數(shù)據(jù)庫，樣本公司數(shù)據(jù)來自resset數(shù)據(jù)庫。數(shù)據(jù)處理方面，以2003-2010年年度報表所列利息保障倍數(shù)為基礎(chǔ)，加權(quán)求平均值，作為本文回歸分析的衡量指標(biāo)，以保障該分類指標(biāo)的可靠性（五年以上），并且確保了以利息保障倍數(shù)，低于5的為低利息保障倍數(shù)。兩組樣本的利息保障倍數(shù)計算公式如下： 利息保障倍數(shù)A=（凈利潤+財務(wù)費用+所得稅）財務(wù)費用 利息保障倍數(shù)B=（利潤總額+財務(wù)費用）財務(wù)費用 本文在被解釋變量與解釋變量數(shù)據(jù)處理上均采用三年的年末數(shù)據(jù)進(jìn)行平均，分別是2005-2007年與2008-2010年。4.3模型的選取 根據(jù)先前的理論分析，本文綜合現(xiàn)有

40、文獻(xiàn)的研究成果，采用傳統(tǒng)的線性回歸分析方法，j同時充分考慮最新的理論對于傳統(tǒng)研究提出的挑戰(zhàn)，選取了修正過的模型作為實證分析的分析模型。 4.3.1傳統(tǒng)分析模型 國內(nèi)外的資產(chǎn)負(fù)債表渠道效應(yīng)的研究分析模型基本上借鑒Oliner and Rudebusch(1996)和Guariglia (1998)構(gòu)建的投資與現(xiàn)金流模型： I/K=a CF+b Q+ (1)企業(yè)在受到外部資金約束較大時，投資所需資金主要依賴于企業(yè)自身內(nèi)部經(jīng)營活動產(chǎn)生的現(xiàn)金流，所以該模型構(gòu)建了投資于現(xiàn)金流的線性回歸方程，通過現(xiàn)金流量前的系數(shù)隨著融資約束程度的變化而發(fā)生的變化，考察融資約束程度不同的企業(yè)投資對于現(xiàn)金流的敏感程度。 4.

41、3.2修正過的模型 隨著資產(chǎn)負(fù)債表渠道效應(yīng)的理論的完善，特別是Marco Gallegati (2005)提出該機(jī)制的直接影響后，許多學(xué)者開始考慮如何更好的衡量這個直接影響，近年來的研究，如陸前進(jìn)(2008)，昌忠澤(2010)，王義中與陳雪(2010)等在傳統(tǒng)分析模型上做了較多修正。充分考慮了傳統(tǒng)模型的不足與缺陷，綜合現(xiàn)有文獻(xiàn)的分析，本文選用的修正過的模型為： UK=a P(A-D)/K+b Q+cS/K+d CF/K jr(2) 在投資現(xiàn)金流模型的基礎(chǔ)上，資產(chǎn)負(fù)債表渠道效應(yīng)的分析模型假如了對應(yīng)的變量，本文選擇王義中與陳雪( 2010)的資產(chǎn)價格變動引起的總資產(chǎn)波動作為衡量資產(chǎn)負(fù)債表渠道效應(yīng)

42、的指標(biāo)。在投資機(jī)會的衡量上選擇托賓Q，銷售收入S與資本存量K的比值兩個變量同時衡量。- 126 -表3分析模型指標(biāo)的定義際符號指標(biāo)名稱 指標(biāo)定義 I投資 固定資產(chǎn)投資凈值+在建工程凈值+長期投資凈值K資本存量 年初總資產(chǎn)P資產(chǎn)價格波動 （每家上市公司股票年末收盤價一上年股票收盤價）上年公司股票收盤價(A-D)K凈資產(chǎn)波動 （凈資產(chǎn)總資產(chǎn)）*PQ 托賓Q （股價×流通股股數(shù)+每股凈資產(chǎn)x非流通股股數(shù)+總負(fù)債）總資產(chǎn)賬面值S銷售收入 主營業(yè)務(wù)收入總資產(chǎn)CF現(xiàn)金流量 經(jīng)營活動產(chǎn)生的現(xiàn)金流量凈額總資產(chǎn)5 來自上市公司的實證分析實證結(jié)果5.1.1描述性統(tǒng)計本文將98個樣本按利息保障倍數(shù)大于5的

43、列為利息保障倍數(shù)高組，即為融資約束(CR)而利息保障倍數(shù)低于5的企業(yè)列為CR高，表示低利息倍數(shù)公司的融資約束較高。高利息公司為64家，低利息倍數(shù)公司為34家。表4報告了2005-2007期間各個變量的描述性統(tǒng)計情況。從表中可以看出，在2005-2007 j，低利息倍數(shù)公司的資產(chǎn)負(fù)債表渠道效應(yīng)均值為3. 162，而高利息倍數(shù)公司的該指標(biāo)均值19. 265，表明高利息倍數(shù)公司的凈資產(chǎn)更易受到股票市場價格波動的影響。其次，低利息公司的現(xiàn)金流極大值與均值分別是0. 180和0.044，均高于高利息倍數(shù)公司的0.000和生0，說明與后者相比，前者在外部融資有限的條件下，其投資更多地依賴內(nèi)部現(xiàn)金流。最后，

44、利息保障倍數(shù)低組企業(yè)的投資總資產(chǎn)指標(biāo)的最大值，均值，標(biāo)準(zhǔn)差分別是1. 032、0.444、45，略高于高利息倍數(shù)企業(yè)的0. 998、0.428、0.243，表明與低利息倍數(shù)公司相比，資產(chǎn) l表渠道效應(yīng)對高利息倍數(shù)公司的融資約束影響更強(qiáng)，更易引起外部融資受到限制，從而使得高利息倍數(shù)公司與低利息倍數(shù)公司受到程度相當(dāng)?shù)娜谫Y約束，最終都限制了企業(yè)的投資。- 127 -表4危機(jī)前描述性統(tǒng)計量描述統(tǒng)計量(2005-2007)極小值極大值均值標(biāo)準(zhǔn)差變量NCR高CR低CR高CR低CR高CR低CR高cRf氐II/K980.0620.0571.0320.9980.4440.4280.2450.243P* (A-D

45、) /K98-10.383-815.41621.48321.2613.162-19.2654.401141.27lQ980.1990.1357.936320.5180.79911.4391.06955.355S/K980.0070.00832.91877.3112.4773.9855.67913.588CF/K98-0.2200.0000.1800.0000.0440.0400.0680.0841 2008-2010年各變量的描述性統(tǒng)計情況如表5所示，從中我們不難看出，在此期間，j低利息保障倍數(shù)公司的均值為3.350，而高利息保障倍數(shù)公司的該指標(biāo)均值為-0.864，表明危機(jī)時期，低利息倍數(shù)公司

46、的凈資產(chǎn)受到股票市場價格波動稍高于高利息倍數(shù)公司。另外，低利息倍數(shù)公司與高利息倍數(shù)公司的現(xiàn)金流均值分別為是0.064和1.460，說明前者在外部融資有限的條件下，內(nèi)部現(xiàn)金積累也受到很大約束。最后，低利息保障倍數(shù)公司的投資總資產(chǎn)指標(biāo)的均值為0.343，略高于高利息倍數(shù)企業(yè)的0.291，顯示外部融資約束的確會限制企業(yè)的投資行為。表5危機(jī)后描述性統(tǒng)計量描述統(tǒng)計量(2008-2010)極小值極大值均值標(biāo)準(zhǔn)差變量NCR高CR低CR高CR低CR高CR低CR高CR低I/K980.0020.0031.5932.1020.3430.2910.2960.379P* (A-D)K98-13.833-238.4292

47、9.74525.2313.350-0.8645.32541.567Q980.2060.07012.04046.6080.8801.8121.4667.797S/K980.0090.00024.90183.7532.9476.3155.46917.368CF/K98-0.0900.0000.80050.0000.0641.4600.1128.524 表6給出了2005-2007與2008-2010兩個期間的資產(chǎn)負(fù)債表渠道效應(yīng)指標(biāo)的描述性統(tǒng)計情況。對于融資約束較高的企業(yè)，在2008-2010期間該指標(biāo)極大值、均值和標(biāo)準(zhǔn)差均分別為29. 745、3.350和5.325，均大于2005-2007時期的

48、21. 483、3.162、4.401。而融資約束較低的企業(yè)，該指標(biāo)的平均值在兩個時期分別是-19. 265和-0. 864，均為負(fù)值，且該數(shù)值在2008-2010期間遠(yuǎn)高于2005-2007期間，進(jìn)而表明融資約束較低的企業(yè)受到金融危機(jī)的沖擊更大。同時，由于融資約束較低的企業(yè)在經(jīng)濟(jì)危機(jī)之前更容易進(jìn)行外部融資，再加上我國企業(yè)偏好股權(quán)融資，凈資產(chǎn)受到股票價格波動的影響更大。而經(jīng)濟(jì)危機(jī)引起的資產(chǎn)價格波動，致使其以往所依靠的外部投資資金受到約束，所以投資萎縮更為嚴(yán)重。表7則顯示了投資指標(biāo)的描述性統(tǒng)計情況，從中不難發(fā)現(xiàn)，融資約束較低企業(yè)的投資均值在2008-2010期間和- 128 -05-2007期間

49、分別為0.291和0.428，相比之下減少了0.137，比融資約束較高組減少的0.101明顯。表6資產(chǎn)負(fù)債表渠道效應(yīng)指標(biāo)描述性統(tǒng)計量描述統(tǒng)計量(P豐(AD) /K)變量N極大值均值標(biāo)準(zhǔn)差CR高CR低CR高CR低CR高CR低2005-20079821.48321.2613.162-19.2654.401141.2712008-20109829.74525.2313.350-0.8645.32541.567表7投資指標(biāo)描述性統(tǒng)計量描述統(tǒng)計量(I/K)變量N極大值均值標(biāo)準(zhǔn)差CR高CR低CR高CR低CR高CR低2005-2007981.0320.9980.4440.4280.2450.2432008-

50、2010981.5932.1020.3430.2910.2960.3795 .1.2回歸結(jié)果表8多元線性回歸分析結(jié)果低利息保障倍數(shù)組高利息保障倍數(shù)組2005-20072008-20102005-20072008-2010變量 (p) (p) (p) (p)P*(A-D)/KO035*O000O020. 0330. 013*0. 0050.028* 0.000K-5. 081-2. 179-3. 001-6. 155QO133*0. 0000.078*O0090. 033*0. 0040.144*0.000-4. 873-2. 683-3. 073-6. 23800. 9760. 0160. 0

51、80. 0030. 519-0.0030. 285S/K(-0. 03)-1. 779-0. 653(-1. 088)CF/K3. 301*0. 0000. 4760. 2442. 412*0. 0020.039*0. 000-7. 21-1. 176-3. 388-9. 223F39. 4470. 0008. 6350. 0008. 680. 00036. 9380.000R方0. 7250. 3650. 5360. 827周整R方0. 7060. 3230. 4750. 804注：( )內(nèi)為t值，P為sig值，*，*，*分別表示1%，5%，10%的顯著性水平 表8報告了企業(yè)投資的回歸結(jié)果。

52、各樣本的回歸結(jié)果顯示，調(diào)整后的R2為0. 706、0.323、- 129 -0. 475、0.804，表明模型中的解釋變量對被解釋變量有著很好的解釋力度，而且整體擬合度好，F(xiàn)統(tǒng)計值均在1%水平上顯著。 (1)表8給出了資產(chǎn)負(fù)債表渠道效應(yīng)的回歸結(jié)果，從中我們可以發(fā)現(xiàn)，兩組企業(yè)的資產(chǎn)負(fù)債表渠道效應(yīng)回歸系數(shù)均顯著為正，表明企業(yè)投資和資產(chǎn)負(fù)債表渠道效應(yīng)之前的關(guān)系顯著正相關(guān)。 另外，低利息倍數(shù)公司的回歸系數(shù)為0. 035，大于高利息倍數(shù)公司的0.013，表明在金融危機(jī)之前，低利息倍數(shù)公司投資受到資產(chǎn)負(fù)債表渠道效應(yīng)的影響更大，即融資約束越高，資產(chǎn)負(fù)債表渠道效應(yīng)對企業(yè)投資的影響越大，假設(shè)1沒有成立，2008

53、-2010期間的回歸結(jié)果顯示，低利息倍數(shù)公司的資產(chǎn)負(fù)債表渠道效應(yīng)指標(biāo)回歸系數(shù)薦0. 02，而高利息倍數(shù)公司的該變量回歸系數(shù)為0.028，兩者回歸系數(shù)都非常顯著。表明金融危機(jī)之后，低利息倍數(shù)公司投資因其投資依賴內(nèi)部現(xiàn)金流而受到較弱的資產(chǎn)負(fù)債表渠道效應(yīng)的影響，而高利息倍數(shù)公司因其融資渠道從外部權(quán)益融資轉(zhuǎn)向銀行貸款，資產(chǎn)負(fù)債表渠道效應(yīng)仍然明顯，但是由于權(quán)益融資更多受到股票價格波動引起的凈資產(chǎn)波動影響，而我國的銀行貸款對于融資約束低的企業(yè)是相對穩(wěn)定的資金渠道，所以其變量系數(shù)由0. 035降低到0.028。這與預(yù)期假設(shè)2的低利息倍數(shù)公司危機(jī)之前受到更顯著的資產(chǎn)負(fù)債表渠道效應(yīng)影響相一致，而與假設(shè)2的高利息

54、倍數(shù)公司危機(jī)后資產(chǎn)負(fù)債表渠道效應(yīng)更強(qiáng)不一致，假設(shè)2沒有完全成立。 (2)表8顯示的其他變量的實證結(jié)果可以看出： 變量Q對于投資的影響均表現(xiàn)出非常顯著的正相關(guān)，證實了投資不但受到投資資金限制，而且受到投資機(jī)會的影響。 變量S/K對于I/K的影響均不顯著，其系數(shù)的顯著性水平均在10%上，即不顯著，這與本文綜合現(xiàn)有文獻(xiàn)所做的修正原理不符。在該實證結(jié)果下表面銷售收入對于企業(yè)投資的影響不明顯。 變量CF/K對于投資的影響與資產(chǎn)負(fù)債表渠道效應(yīng)變量的影響具有很大的相似變動。金融危機(jī)前，與高利息倍數(shù)公司相比，低利息倍數(shù)公司的投資與現(xiàn)金流的相關(guān)系數(shù)明顯較大。盼融資約束越高，企業(yè)現(xiàn)金流對企業(yè)投資的影響越大；金融危機(jī)之后，與高利息倍數(shù)公司相比，現(xiàn)金流對于低利息倍數(shù)公司的投資影響增強(qiáng)，但是影響變得不顯著。金融危機(jī)前后對比，低利息倍數(shù)公司現(xiàn)金流與投資的敏感性變得不顯著而且降低比率較大；高利息倍數(shù)公司的投資于現(xiàn)金流的相關(guān)系數(shù)有較大降低，而且在顯著