表外融资论文十篇

表外融资论文篇1

关键词：融资偏好；修正的优序融资模型；Odered_Probit模型

中图分类号：F275 文献标识码：A 文章编号：1003-3890（2011）09-0070-05

一、文献综述

自20世纪50年代末MM理论的开创性研究以来，关于企业融资行为的理论研究和实证分析不断创新，其中最重要的研究之一就是美国经济学家Myers等[1]对优序融资理论的研究，根据这个理论，企业的融资顺序是留存收益、债务融资、股权融资。那么，企业在实际融资过程中是否遵循优序融资理论呢？国内外学者进行了多次求证。其中，Shyam-Sunder和Myers[2]，Fama和French[3]认为企业融资遵循优序理论；而Nuri和Archer，Frank和Goyal，Fernandez等人则持相反意见。国内学者对于企业融资偏好也是持两种意见。其中黄少安和张岗[4]、陆正飞和叶康涛[5]、屈耀辉和傅元略[6]、李冬妍和李学明[7]认为上市公司存在股权融资偏好；而葛永波和张萌萌[8]、李小军[9]均认为上市公司不存在股权融资偏好。

仔细分析国内外已有的文献，对于融资行为偏好的研究基本上有三种方法。第一种是建立融资偏好度模型（李冬妍和李学明[7]），通过各种融资度指标描述性统计结果的大小确定企业对融资方式的偏好，也就是通过融资结构特征的表现判断企业融资行为的偏好（葛永波和张萌萌[8]），而事实上融资特征和融资偏好是两个不同的概念。融资偏好是企业在面临各种融资渠道时，对融资方式的偏好和选择顺序。融资结构特征是融资人依据融资偏好进行融资的最终数量结果，这种结果体现出客观上的可能融资渠道与主观上融资行为偏好的双重影响特征，是两种因素共同作用的结果。第二种是Shyam-Sunder和Myers[2]提出的优序融资理论验证模型，葛永波和张萌萌[8]、盛明泉、李昊[10]分别对该模型又进行了修正，使该模型适合内―外融资偏好检验以及股权―债权融资偏好的检验，该模型的缺点是仅能进行内源融资与外源融资、股权融资与债权融资比较，无法对多种融资方式同时进行排序。第三种是屈耀辉和傅元略[6]提出的模型，该模型通过各种融资方式发生概率的大小判定融资的先后顺序。但每个样本选择某种融资方式的拟合概率差异很大，如果由拟合概率来计算某种融资方式的平均概率并确定融资优序难免会有一定的偏差。

本文在Shyam-Sunder和Myers[2]提出的优序融资理论验证模型的基础上，首先检验了上市公司的内源融资、外源融资顺序，然后对于外源融资又进一步检验了股权融资和债权融资顺序，但该检验模型无法将内源融资、债权融资、股权融资同时进行排序，本文又采用了模型将内源融资、债权融资、股权融资放在一个模型中检验上市公司的融资偏好。

二、融资偏好检验模型构建

（一）修正的优序融资理论检验模型

Shyam-Sunder和Myers[8]提出了测试优序融资理论的检验模型，该模型为：

?驻Dit=?琢po+?茁poDEFit+?着it（1）

其中，?驻Dit是债券发行的数量；i和t分别代表公司和时期；

现金流赤字DEFit=DIVit+Iit+?驻Wit+Rit-Cit

其中，DIVit代表支付的股利，Iit代表资本支出，?驻Wit代表营运资金的增加，Rit代表期初一年内到期的长期负债，Cit代表息税后经营现金流量；?着it代表随机误差项。

该模型默认企业融资选择时首先选择内源融资，因此只需对股权融资和债权融资顺序进行检验即可。但我国资本市场并不成熟，企业在融资选择时也未必按照先内源融资再外源融资的顺序进行，因此有必要对内源融资、外源融资顺序进行验证。本文借鉴盛明泉、李昊[10]的做法，分别对内源融资―外源融资顺序、股权融资―债权融资顺序进行检验。

1. 内源融资偏好的检验模型

?驻IFit是指企业第t期的内源融资量；Ait-1是指企业第t-1期期末的资产总额，考虑到不同企业规模对融资方式的影响，本文对模型数据进行了标准化处理。DEFit是企业的现金流赤字，DEFit=DIVit+Iit

+?驻Wit+Rit-Cit。

模型（2）检验标准是：如果?琢po=0,并且?茁po≈1，则企业偏好内源融资，否则，企业偏好外源融资。

2. 股权与债权融资偏好的检验模型

?驻Dit是指企业第t期主动性债权融资的增加额，包括一年内到期的长期负债、长期借款、应付债券的增加额之和。

如果模型（2）的检验结果表明我国上市公司的融资行为是内源融资偏好，即?琢po=0且?茁po≈1通过了检验，则我们将利用模型（4）来检验当内源融资不足时，上市公司是偏好债权融资还是股权融资。如果模型（2）的检验结果表明我国上市公司的融资行为时偏好外源融资，即?琢po=0且?茁po≈1通过了检验，则我们将利用模型（3）来检验上市公司是偏好债权融资还是股权融资。

（二）Odered_Probit模型

修正的优序融资理论检验模型只能进行内源融资―外源融资顺序检验、债权融资―股权融资顺序检验，但没有办法对多种融资顺序进行排序，本文将采用Odered_Probit模型，对多种融资方式进行排序，以全面了解上市公司的融资偏好。

Probit模型采用的是累计正态概率函数。本文所使用的有序Probit模型如下：

Y*ij=?茁x'ij+?着ij（5）

其中，Y*ij表示第i个公司选择了第j种融资方式的的趋向，j=1，2，3，…，j；?茁表示影响因素的系数，?着ij表示随机误差项，且?着ij是独立同分布的随机变量，x'ij表示影响因素。

Yij可以通过Y*ij按下式得到：

Yij=1，Y*ij?燮cut12，若cut1＜Y*ij?燮cut23，若cut2＜Y*ij?燮cut34，若Y*it＞cut3（6）

其中，cutn表示第n个分类阀值，n=1，2，…，J-1。

因此，每种融资方式选择的概率为：

P（Yi=1）=F（cut1-xi′?茁）

P（Yi=2）=F（cut2-xi′?茁）-F（cut1-xi′?茁）

P（Yi=M）=1-F（cutm-xi′?茁）

该模型强调被选作响应类别Yij的实际值是完全任意的。模型的要求就是较大的类别值对应于较大潜在变量值，即Yi＜Yi。

在参考前人研究的基础上，本文选用的包括如下因素：

（1）股权集中度：Faccio，Lang和Young认为在对投资者保护较弱的情况下，债务融资可以增加大股东对上市公司更多资源的控制，不会稀释他们的控制权，因此大股东有增加债务融资的的动机。本文对于股权集中度用第一大股东持股比例来表示。

（2）股权制衡度：多个大股东的存在可以起到抑制大股东非效率融资的行为。本文用第二至第五大股东持股比例之和/第一大股东持股比例来代替股权制衡度。

（3）市盈率：新股发行价=市盈率×每股收益。市盈率越高，新股发行价格就会越高，公司就可以筹集到更多的资金。

（4）成长能力：公司的成长性好，意味着公司投资机会多，因此，需要的现金流也较多。古永嘉等人发现，未来成长性高的企业偏向于权益融资。Tong和Green发现，成长性和债务杠杆间显著正相关。Leary和Robert也发现，未来成长能力对公司外部融资以及权益融资的选择均有正面显著影响。本文用Tobin'sQ代替公司的成长能力。

（5）盈利能力：根据Myers[1]优序融资理论，盈利能力越强的公司，越容易进行内源融资。Fama和French[3]的研究显示，盈利能力强的公司的融资行为服从于融资优序理论。Drobetz和Fix发现，盈利能力较强的公司使用较少的负债。Tong和Green发现，盈利能力和债务杠杆间显著负相关。本文用Roe表示净资产收益率。

（6）GDP增长率：一国GDP增长率是反映该国整体宏观经济状况的指标，当GDP增长率较高时，企业的盈利水平较高且有良好的预期，企业会倾向于债权融资。相反，企业更倾向于股权融资。

（7）信贷配给：信贷规模的大小反映了央行货币政策的松紧程度。信贷配给总量增加时，上市公司债务融资成本下降，上市公司倾向于选择债务融资。本文使用金融机构人民币贷款总额（用自然对数表示）来度量信贷配给状况。

（8）信贷利率：债务融资的成本主要取决于贷款的利率，当贷款利率上升时，企业的债权融资成本升高，企业将更倾向于选择股权融资。本文用3―5年贷款利率表示信贷利率。

（9）违约风险：当贷款的违约风险增加时，信贷市场的信用状况恶化，上市公司债务融资的成本将上升，企业倾向于选择股权融资。本文采用不良贷款率作为信贷风险的替代变量。

（10）股票市场的规模：股市规模越大，意味着上市公司从资本市场获得的资金越多，在融资总额一定的前提下，意味着债务融资的需求将会降低。本文用股票市值/GDP来表示股票市场的规模。

（11）股票市场的流动性：李小平等[11]研究表明股票换手率与股权融资具有显著的正相关性，这显示我国上市公司在进行股权融资时会选择有利的市场时机。本文用换手率代替股市的流动性。

（12）现金流赤字：Frank和Goyal发现，与优序融资理论相反，当需求外部资金时，股权融资优先于债券融资。Lemmon和Zender发现，基于现金需求的优序融资理论很好地描述了公司的融资政策。

三、数据和变量

（一）样本选取

1. 优序融资理论检验的数据是以1999年1月1日以前在我国A股证券交易市场上市的1 028家公司为初始样本，剔除了金融类和ST、*ST、SST和S*ST公司后，剩下703家上市公司，研究其在2001―2009年的融资行为，共得到9年的面板数据，总计6 327个观测值。

2. Odered-Probit模型在优序融资理论检验数据的基础上剔除了同一年度同时出现多种融资方式的样本，最终得到2 061个样本。对于融资方式的界定采用如下方式：（1）内源融资：借鉴Haan和Hinloopen[12]的做法，如果公司留存收益增量/总资产>5%，则认为公司进行了内源融资。设定一个阈值的原因是这样做可以避免原始数据统计上的误差。（2）债权融资：如果上市公司在当期发行了企业债券、可转债、可分离交易可转债或者当长期借款增量/总资产>5%，则定义为公司进行了债权融资。对于长期借款设定阈值的原因是为了确保银行借款的真实存在。（3）股权融资：若上市公司在当期实施了增发或者配股，则定义该公司进行了股权融资。

模型的特点是对于每一种具体的融资选择都可以进行编码。比如对于不同的融资方式｛股权融资，内源融资，债权融资｝，可以编码为｛0，1，2｝，其中，0，1，2表示因变量的有序分类排序。因此，对于内部融资、债权融资、股权融资三种形式，可以形成6种融资优序组合，其中两两相反，在我们的实证检验中仅需列出不存在两两相反的三种即可，定义如下：（1）融资优序h1：｛股权融资，内源融资，债权融资｝；（2）融资优序h2：｛股权融资，债权融资，内源融资｝；（3）融资优序h3：｛内源融资，股权融资，债权融资｝。模型估计后，以似然比检验法确定这三种融资优序的排名，排在首位的即是实际中最可能出现的一种融资优序。

（二）描述性统计

各变量的描述性统计结果如表1所示。

四、实证检验结果

（一）修正的优序融资理论

首先对全部样本进行了固定效应和随机效应分析，经过Hausman检验，最终确定了随机效应模型为最优模型，随机效应模型的回归结果如表2所示：

采用stata11.0进行模型估计。

根据R2的回归结果可知，内―外融资和股―债融资模型的拟合效果都非常好。但对自变量的检验结果不支持原假设，即?茁po≠1，上市公司存在外源融资偏好，而外源融资中偏好于股权融资。

（三）Odered_Probit模型检验

为了进一步了解上市公司对于内源融资、债权融资、股权融资三种融资方式的偏好，本部分采用Stata11.0对有序Probit模型进行了估计，得到3个对数似然函数最大值，表3是似然比检验的结果，在5%的显著性水平上，x2的临界值是3.84。

通过表3似然比检验结果可知，上市公司的融资存在最优排序，即h1：｛股权融资、内源融资、债权融资｝。

对于最优排序h1进行Probit估计，结果如表4所示：

从表4可知方程拟合较好，在5%显著性水平下，持股比例、股权制衡度、净资产收益率、GDP增长率、金融机构对人民币贷款总和、3―5年贷款利率、不良贷款率、股票市值/GDP、换手率、现金流赤字均会对融资行为的选择构成影响，而且从估计系数来看金融机构人民币贷款总和以及股票市值两指标对融资行为的影响力更强，而市盈率、Tobin'sQ指标对于融资行为选择的影响并不显著。

五、结论

通过以上的实证研究可以发现，我国上市公司的融资行为与Myers优序融资的检验结果不相吻合，通过修正的优序融资验证模型证明我国存在着明显的外源融资偏好，而在外源融资中我国存在着明显的股权融资偏好。通过Odered-Probit实证检验模型进一步对内源融资、债权融资、股权融资顺序检验，检验结果表明，我国上市公司的融资顺序为：首先选择股权融资、其次是内源融资、最后选择债权融资。Odered-Probit的影响因素中既包括公司特征因素，同时也包括了信贷市场因素和股权市场因素，其中金融机构人民币贷款总和以及股票市值两指标对融资行为的影响力非常显著，至于信贷市场和股权市场是如何对上市公司的融资行为构成影响，则需要进行进一步的深入研究。

参考文献：

［1］Myers，S.，Majluf，N. Corporate financing and investment decisions when firms have information investors do not have ［J］.Journal of Financial Economics，1984，（13）: 187－221.

［2］Shyam-Sunder，L.，Myers S. C. Testing static tradeoff against pecking order models of capital structure［J］.Journal of Financial Economics，1999，（51）: 219－244.

［3］Fama，E.，French K. Testing tradeoff and pecking order predictions about dividends and debt ［J］.Review of Financial Studies，2002，（15）: 1－33.

［4］黄少安，张岗.中国上市公司股权融资偏好分析［J］.经济研究，2001，（11）：12－27.

［5］陆正飞，叶康涛.中国上市公司股权融资偏好解析――偏好股权融资就是缘于融资成本低吗?［J］.经济研究，2004，（4）：50－59.

［6］屈耀辉，傅元略.优序融资理论的中国上市公司数据验证――兼对股权融资偏好再检验［J］.财经研究，2007，（2）：108－118.

［7］李冬妍，李学明.上市公司融资顺序的实证研究［J］.会计之友，2007，（3）：92－94.

［8］葛永波，张萌萌.企业融资偏好解析――基于农业上市公司的实证数据［J］.华东经济管理，2008，（6）：42－48.

［9］李小军.股权融资偏好亦或过度融资――来自中国上市公司再融资的经验证据［J］.财贸研究，2009，（2）：90－95.

［10］盛明泉，李昊.优序融资理论对上市公司融资行为的解释力［J］.山西财经大学学报，2010，（10）：49－56.

［11］李小平，岳亮，万迪.基于股票换手率的市场时机与外部融资方式选择研究――来自中国A股上市公司的经验证据［J］.运筹与管理，2008，（1）：106－113.

［12］Haan，D.，Hinloopen，J．Preference hierarchies for internal finance，bank loans，bond，and share issues:evidence for dutch firms［J］.Journal of Empirical Finance，2003，（10）:661－681．

Inspection on Pecking Order of the Listed Company based on Probit Model

Jiang Yi, Liu Shulian

（Accounting School, Dongbei University of Finance and Economics, Dalian 116025, China）

表外融资论文篇2

关键词：上市公司 融资租赁 影响因素 logistic分析

在当前激烈的市场竞争环境下，每一个企业在发展生产过程中都必须经常更新设备、革新技术，企业要生产和发展，就必须要有资金的支持。融资租赁作为一种新型筹资方式，可以很好地缓解企业的融资困境，但是目前我国融资租赁业发展缓慢，租赁设备渗透率低，因此如何促进我国融资租赁的进步成为一个亟待解决的问题。

一、融资租赁基础理论

以往关于资本市场的理论研究，往往假设没有交易成本、税率差异、破产成本及成本，并且假设信息是完全对称的，各个企业能够根据同样的信息做出决策。也就意味着，在这些假设都成立的情况下，资本市场是没有缺陷的，企业通过融资租赁筹资和借款筹资完全没有区别，企业选择融资租赁与负债购买并无差异。然而，实际上资本市场并不完善，租赁成本与负债成本也有区别。另外，因为存在交易成本和信息不对称，有些债务人盲目投资，致使借贷双方的冲突加剧，由此税收差别理论、债务替代、成本和破产成本理论等租赁相关理论被提出。

（一）税收差别理论。每个国家有不一样的税收政策，各个地区和行业的税率也存在差异，有些国家就政策扶持的企业制定了优惠税率，由此产生了税率差别理论。税率差别理论指出，当出租方和承租方之间税率不同时，双方能够利用融资租赁活动减少税收，在租赁活动中税收挡板自税率较低的承租方转嫁给税率相对高的出租方，出租方以收取低额租金的方式对承租方进行补偿，正是因为出租方与承租方之间这种税率差异，才促使了租赁交易的发生。

（二）债务替论。债务替论认为融资租赁与贷款筹资是相互替代的关系。虽然企业可以通过银行信贷、发行债券、商业信用等多种途径进行筹资，但是企业的负债融资结构是一定的。融资租赁会形成应付融资租赁款，它与借贷筹资、债权筹资等一样都是固定的、契约式的义务，都能使债务人的偿债能力下降。所以，在债务替论框架下，融资租赁与借款筹资成负相关关系，二者可以相互替代。

（三）成本、破产成本理论。由于成本的存在，债务人和债权人的目标有一定的差异，投资人的目的是回笼资金并获取固定收益，而融资方是为了拓展业务将资金投入有风险的经营项目。虽然债权人会通过提高预期收益来降低投资风险，并运用合同限制企业的经营活动，但仍会发生融资方为了使自身获取更大的利润而损害债权人的利益的情况，而融资租赁与借款筹资相比能更好地防止这种问题的产生。破产成本则表现为如果企业发生破产清算，出租方对租赁物件拥有法定所有权，相对于借款人来说较易收回资产，损失较小，成本和破产成本理论认为这就是租赁交易活动发生的动因。

二、logistic实证分析的数据来源

本文研究的数据来自于2013年上海证券交易所发行A股的上市公司的年度财务报表，报表来自于上海证券交易所网站。本文通过泰安数据库选取指标数据，一些指标数据来源于Wind数据库和RESSET金融研究数据库。为了查找公司是否采用融资租赁方式来筹措资金，本文对2013年 1 029家沪市主板上市公司年报逐一手工筛选。主要依据标准：（1）在公司年度会计报表中固定资产附注明细项目下披露融资租赁固定资产的上市公司;（2）在长期应付账款中包含应付融资租赁款的上市公司;（3）在现金流量表附注中融资租入固定资产存在实付金额的上市公司。

如果符合以上标准之一，就认为该企业在本年采用了融资租赁。同时为了保证研究结果更加准确、客观，本文还按照以下标准对样本进行筛选：（1）为避免因财务状况不稳定而影响研究结论，剔除2013年被披露为ST或*ST的企业。（2）因金融业、保险业资本结构特殊，财务报告结构也不同于其他企业，本文在实证分析时予以剔除。（3）为了使研究样本保持一致，采用2013年数据完整的公司样本。按照上述标准进行筛选后，共剔除了42家上市公司。其中21家是被标记为ST或*ST的公司，21家金融、保险类上市公司，共获取了987家上市公司作为样本。根据证监会2014年上市公司行业分类指引表，本文将78家采用融资租赁上市公司按照行业进行划分。

如表1所示，我国采用融资租赁方式融资的上市公司仍然较少，这种融资方式在我国尚未普及。从表2可以看出，我国采用融资租赁的上市公司集中分布在制造业和交通运输、仓储和邮政业。

三、研究假设的提出和变量设计

本文运用logistic回归分析，从税收因素、债务替代因素、成本和破产成本因素角度出发，提出假设、选取变量和样本对融资租赁影响因素进行研究，变量的设计和选取如表3所示。

（一）所得税率。本文选取上市公司融资租赁当年的名义所得税率，即企业法定所得税率，检验税收因素与融资租赁的关系。关于税收因素的影响，来明敏（2005）采用了实际所得税率作为变量，但是胡春静（2009）运用单变量T检验证明采用融资租赁和未采用融资租赁的两类上市公司的实际所得税率不存在显著性差异，因此，本文只选取了名义所得税率。根据税收差别理论，本文提出假设一：名义税率与上市公司融资租赁负相关。

（二）负债因素。本文选取债务比率，即短期借款、应付票据、长期借款、应付债券之和与年末总资产的比值，来检验债务替代因素对融资租赁的影响。这与胡春静（2009）所选取的长期负债校正比、负债比率相符。根据债务替论，本文提出假设二：债务比率与企业融资租赁负相关。

（三）成长机会。本文选取总资产增长率检验成长机会对企业融资租赁的影响。企业的资产是企业产生效益的源泉，关系到企业的运营和发展，处于扩张阶段的企业，其基本表现就是总资产的增加。企业的总资产增长率越高，成长机会越大。成本理论认为，如果企业具有很高的成长机会，但是处于财务困境或者盈利能力较低的状况下，企业会更少地使用融资租赁方式进行筹资。因此，本文提出假设三：总资产增长率与融资租赁负相关。

（四）盈利能力。本文选取净利润率检验盈利能力对企业融资租赁的影响。企业的净利润率越高，盈利能力越好。根据破产成本理论，企业的盈利能力越好，会越不倾向于通过融资租赁来筹得资金。因此，本文提出假设四：净利润率与融资租赁负相关。

四、多变量logistic回归分析

（一）logistic回归模型。本文研究的是企业融资租赁的影响因素，因变量是企业是否采用融资租赁方式，是一个定性的（0-1）变量，因此本文选取二元Logistic回归模型进行回归分析。具体回归模型为：

LogisticP=C+b1X1+b2X2+b3X3+b4X4

在此回归模型中，P是企业采用融资租赁的概率，P=1表示企业采用融资租赁;P=0表示企业未采用融资租赁;c为常量;b1表示各指标变量的系数，i=1，2，3，4，5;X1表示企业名义所得税率;X2表示负债比率;X3表示总资产增长率;X4表示净利润率。

（二）logistic回归结果。本文使用spss 17.0对变量进行二元logistic回归分析，表4是运行软件得出的模型回归系数和显著性检验结果。

在表4中，B是系数值，Wals表示偏回归系数的显著性，df代表自由度，Sig代表变量的显著程度，Exp（B）表示系数的幂值。其中，名义所得税率的P值为0.041，即在95%的置信度下名义所得税率对融资租赁的影响是显著的，且B值是负数，即名义所得税率与融资租赁是显著的负相关关系，假设一成立。负债比率的P值是0.043，小于0.05，即在95%的置信度下负债比率对融资租赁的影响是显著的，且B是正数，即负债比率与融资租赁是显著的正相关关系，与假设二相反。总资产增长率的P值是0.203，大于0.05，表明企业融资租赁与成长机会没有显著关系，假设三不成立。净利润率的P值是0.046，即在95%的置信度下企业盈利能力对融资租赁的影响是显著的，而且B值是负数，所以认为企业融资租赁与盈利能力是负相关关系，假设四得到验证。

五、结论

（一）名义所得税率与上市公司融资租赁决策呈显著负相关关系。实证分析结果表明，企业的名义所得税率越低，越倾向于采用融资租赁。对这一结果可以解释为：税率较低的承租企业可以采用融资租赁的方式把折旧税盾转嫁给较高税率的出租方，承租方会支付较少的租金，因此，名义所得税率成为企业是否采用融资租赁时应考虑的重要因素之一。

（二）借款筹资与上市公司融资租赁决策呈显著正相关关系。实证分析结果表明，与债务替论相反，企业的负债比率越高，越倾向于运用融资租赁来筹措资金，这说明国外的债务替论并不适用于国内融资租赁市场。对这一结论的解释是，在我国，企业为了追求价值最大化，在进行筹措资金时，通过衡量各种融资渠道的资金成本和风险来确定企业的最佳资本结构。所以企业在利用债务融资时，为了保持资本结构的稳定性，会考虑一定比例的其他融资方式，如融资租赁等。因此，企业的负债比率与融资租赁呈正相关关系。

（三）盈利能力与上市公司融资租赁决策呈显著负相关关系。盈利能力与企业融资租赁呈负相关关系，这与国外的破产成本理论一致。这一结果可以解释为，盈利能力较差的公司会尽量避免现金流的恶化，控制现金的流出。融资租赁可以使企业在获得租赁物件的同时减少现金的流出，因此，盈利能力差的企业会更易选择融资租赁进行融资。这一结论也与国内租赁业的发展趋势一致。自2008年金融危机爆发后，一些企业的经营状况恶化、盈利能力降低，一些企业也更多地采用了融资租赁来缓解这一状况，这使我国融资租赁业得到了较快发展。

综上实证分析结果表明：国外关于融资租赁影响因素的研究结论中，税率差别理论、债务替论和破产成本理论对我国上市公司融资租赁决策有显著影响，而成本理论没有显著影响。J

参考文献：

1.王棣华.融资租赁影响因素研究综述[J].会计之友，2013，（24）.

2.Weston J.F.，and R.Craig.Understanding Lease Financing[J].California Management Review，1960，2（2）.

3.Stewart C.Myers，David A.Dill，Alberto J.Bautista.Valuation of Financial Lease Contracts[J].The Journal of Finance，1976，（31）.

4.孙克新，底萌研，宋茹等.我国上市公司债务融资现状及解决对策[J].财会研究，2009，（18）.

5.杨兴全，吴昊F.成长性、冲突与公司财务政策[J].会计研究，2011，（8）.

6.Eisfeldt，Andrea L，Rampini，Adriano A. Leasing，Ability to Repossess and Debt Capacity[J].Review of Financial Studies，2009，（22）.

7.来明敏.我国企业融资租赁影响因素的实证研究――基于logistic分析[J].财会通讯，2005，（7）.

8.胡春静.融资租赁影响因素的实证分析[D].杭州：浙江大学硕士学位论文，2009.

9.李善民，刘智.上市公司资本结构影响因素述评[J].会计研究，2003，（8）.

10.宋晓华，陈宝珍，郭亦玮.基于出租人收益的项目融资租赁租金计量模型研究[J].会计研究，2010，（12）.

表外融资论文篇3

关键词：境外上市；公司投资；融资约束

中图分类号：F830.91　文献标识码：A　文章编号：1005－0892(2007)09－0047－05

一、研究背景和选题意义

随着金融全球化进程的加速和我国经济的发展，越来越多的中国企业走出国门，通过境外上市实现国际股权融资，因而中国企业境外上市日益成为金融界一个倍受瞩目的现象。由于政治、经济以及地缘文化等原因，我国企业境外上市地集中在香港、美国和新加坡，其中以在香港证券交易所上市的公司最多。自1993年青岛啤酒股份有限公司在香港发行H股以来，我国企业境外上市的步伐不断加快。截至2006年12月，在香港上市的内地企业高达141家，其中95家在主板市场、46家在创业板市场。

研究境外上市首先要解决上市动因问题。国外学术界对境外上市动因的研究可以分为两个阶段。早期的研究主要是围绕着市场分割假说展开理论和实证分析的。市场分割假说认为，境外上市可以消除投资壁垒和市场分割的负面效应，从而达到分散风险和降低资本成本的目的。Karolp(1998)对这一理论做了很好地综述。Iq随着法与金融理论的兴起，学术界突破了传统研究思路，从境外上市的法律“约束”机制、境外上市与全球性招股、境外上市与信息环境的变化等新的视角展开了深入研究。如Lins，Striekland和Zenner(200~)研究了1986-1996年间在美国上市的外国公司，他们发现来自于发达国家的公司在美国交叉上市后，公司投资对内部现金流敏感性没有明显下降；但是来自于新兴市场国家的公司，其投资对内部现金流的敏感程度明显下降。由此他们认为，新兴市场国家的公司到美国交叉上市后，美国市场更为严格的信息披露要求和对中小投资者更好的法律保护，有利于放松这些公司的融资约束。

中国企业境外上市的动因问题一直为理论界所关注。易宪榕和卢婷(2006)认为，国内企业有迫切的融资需求，但近年来为了抑制一些行业过热，政府采取了适度从紧的宏观调控政策，贷款增速回落；而国有商业银行为了降低不良资产也纷纷压缩信贷规模，加上近五年的股市低迷以及投资者对扩容的抵触情绪，国内市场已无法满足企业的资金需求，因此企业境外上市是国内资本市场缺陷下的现实选择。Dsun，Tong和Wu(2006)也认为，国内市场难以满足企业大规模的资金需求，境外上市不仅可以保证国内市场的稳定和发展，也使国内企业融入了国际市场，改善了公司治理。这些研究表明，特殊的制度背景造成了融资瓶颈，企业因融资需求受到约束而赴境外上市；但这些文献都没有直接研究境外上市对企业融资约束的影响，以及上市前后融资状况的变化。本文试图以H股公司为样本，直接检验内地公司在香港上市后，融资约束是否能够放松，以弥补国内学术界在这方面的研究空白。

本文的结构如下：第二部分给出基本理论和实证模型；第三部分检验发行H股后公司投资对内部现金流敏感性的变化；第四部分通过对匹配A股公司的比较分析、H股公司上市前后财务保障比率变化等角度，深化第三部分的分析；第五部分为基本结论。

二、理论基础和实证模型的构建

早期的投资理论假定在一个完美的资本市场中，公司内外部融资是完全替代的，两者之间不存在成本差异，所以公司的投资与资本结构无关。然而，现实的资本市场存在着严重的信息摩擦。由于信息不对称，外部投资者无法衡量公司投资项目的质量，股东会提高投资的预期报酬率，导致公司的权益资本成本上升；而债权人则会提高贷款利率，或者减少贷款规模。由此，信息不对称导致公司外部融资成本高于内部融资成本。当公司内部资金不能满足投资需求时，外部融资成本越高，公司投资受到融资约束就越严重。Myers和Majluf(1984)以及Greenwald，Stiglitz和Weiss(1984)从理论角度分析了金融交易信息不对称导致的对企业融资的影响。

关于融资约束和企业投资关系的实证研究开始于Fazzari，Hubbard和Petersen(1988)(以下简称FHP)的经典文献。FHP以公司股利支付率来衡量融资约束的程度。如果公司内外部融资成本的差别不大，则公司会支付较高的股利而只保留较少的留存收益，而当内部资金不足时，公司采用外部融资即可满足投资需求；如果外部融资成本明显高于内部融资成本，则公司会减少股利发放，保留大部分现金流以备新投资之需。因此，股利支付比率越高(低)，公司投资的融资约束程度就越低(高)。FHP分别基于投资理论的O模型、新古典模型和加速模型进行了实证检验。实证模型为：

(I/K)it=f(X/K)it+g(CF/K)it+Uit　(1)

(1)式中；表示公司、t表示年份、I表示公司某会计年度在厂房和设备上的投资、K表示期初的权益资本、CF指公司的内部现金流、u真是误差项、g代表投资对内部现金流的敏感性。f分别表示各投资模型中的投资函数，X是其自变量。若f为O模型，则X为公司的Tobin Q值；若f为加速模型，则X为公司的销售额；若f为新古典模型，则X为公司的资本成本。

FHP实证结果表明，对于股利支付比率较低的公司，投资与内部现金流之间存在着很强的相关性，说明投资与内部现金流之间的敏感程度可以作为公司融资约束程度的一个衡量指标。

本文在借鉴FHP模型的基础上，建立如下的实证模型来检验内地公司到香港上市后是否有利于放松融资约束：

(2)式中。各变量含义分别为：

Iit表示公司i在第t年对厂房设备的投资，本文以公司当年的固定资产净值增加值与当年折旧之和作为I的衡量指标。

PCFit表示公司i在第t年的内部现金流(或称自由现金流)。公司内部现金流的定义通常为扣除非经常项目和折旧前的收入减去现金股利。由于部分数据难以收集，本文用年度的净利润加上固定资产折旧来代替。当公司面临融资约束时，公司的投资与内部现金流之间存在较强的正相关关系，因此预计系数β1为正数。

List是虚拟变量，上市前取值为0，上市后取值为1。用来控制境外上市事件对公司投资的影响。在香港

证券市场IPO后，公司无论是规模还是业务都将进一步扩大，公司的投资也会增加，List与Il之间一般是正相关关系，系数β2的符号为正数。

FCFit×List这个交互项是我们最为关注的变量，如果系数β3显著为负，则意味着在香港上市后，公司投资对内部现金流的依赖程度减少。

opportunityit表示投资机会。经典投资理论认为，如果Tobin Q是衡量企业投资机会的恰当指标，而且企业也根据这一指标进行投资决策，那么Il与Tobin Q之间存在着正相关关系，因此预计系数β4为正数。由于本文的样本公司均是在香港证券市场IPO，在上市前没有股价的市场信息，故上市前公司的Tobin Q无法计算，我们用公司营业额增长率作为投资机会的衡量指标。

Sdesit-1表示公司i在第t-1年度的主营业务收入，用于控制可能存在的“加速效应”。若公司上一年度的主营业务收入高，则公司本年度的投资额很可能会增加，预计Salesit-1l的系数pj为正数。

Cashit-1表示公司；在第t-1年度的现金(包括货币资金和市场有价证券之和)。公司现金越多，受到的融资约束就可能越小，Cashit-1和It之间应存在正相关关系，预计系数β6为正数，我们用公司年报中现金及等价物这一项作为Cash的衡量指标。

三、公司投资对内部现金流敏感性的实证检验

1、样本选择和数据来源

本文的数据主要来自于香港证券交易所网站(http：//省略.hk/)提供的公司招股说明书和年报。招股说明书提供了公司上市之前三年的财务数据，上市之后的数据来自公司年报。由于该网站只提供了1999年后上市的H股公司的资料，甲所以样本选择的时间区间定在2000-2003年。剔除金融类企业后，共有46家H股公司的资料，其中18家在主板市场、28家在创业板市场。在剔除因数据缺失的公司后，最终得到36家公司作为本文研究的样本。

2、单变量比较

由招股说明书和年报我们可以获得36家公司上市前后2年或1年主要变量的观察值。首先考察各主要变量在上市前后是否发生了变化，我们剔除上市当年的数据，取上市前后同样年数的观察值。对于有前后各2年观察值的公司，取其均值；否则取前后各1年的观察值。上市前后主要变量中值和均值的变化见表1和表2。

从表1和表2可以看出，公司投资、内部现金流、增长机会和主营业务收入这四项，上市后无论是中值还是均值都有不同程度的下降，而现金存量在上市后有了显著的增加。

3、实证检验

不考虑上市当年的数据，取上市前后各2年的观察值，若数据不足则作缺失处理，这样就可以得到一组非平衡面板数据。我们将采用面板数据回归方法，来检验公司在香港上市后其投资对内部现金流的敏感性影响。

首先我们检验数据是否存在固定效应。在零假设Ho：u1=u2=……un-1下，

(3)式中，RRSS是没有固定检验时候的残差平方和、URSS是有固定效应时候的残差平方和、N是样本个数、T是观测的时期数、K是回归方程中自变量的个数。在我们的例子中：RRSS=6.1661，URSS=2.2207，N=35，T=4，K=7。由F=5.12＞F(0.01，34，98)，我们在1％的显著性水平上拒绝零假设，所以模型存在固定效应。

因此，我们可采用固定效应模型。回归结果见表3。

从表3可知，交互项FCF×List/TA系数为-0.473，在1％的显著性水平上通过了检验，这说明公司在香港上市后，投资对内部现金流的依赖程度显著下降。

四、稳健性检验

投资对内部现金流依赖程度的下降是因为IPO所筹集的资金注入了公司，还是因为香港市场更严格的信息披露制度以及更好的外部投资者保护导致了公司融资约束的放松?下面我们将从两个方面来对这一问题展开分析。

1、匹配A股公司投资对内部现金流的敏感性分析

首先我们在A股市场上寻找相对应的公司。为了增强可比性，公司的选择标准为：(1)两地上市日期相同或只相差1天；(2)只在A股市场上市，没有在其他市场交叉上市；(3)有上市前后年度的相关财务数据。最后我们获得了22家A股公司，数据来源为Wind资讯。我们按照H股公司同样的方法进行面板数据回归分析，以检验这些A股公司投资对内部现金流依赖性是否同样下降。回归结果如表4所示。

从表4可以看出，虽然FCFxListTA的系数为负，但P值超过0.5，未能通过10％之内的显著性检验，不能认为公司在国内上市后，公司投资对内部现金流的敏感性显著下降。这从一个侧面反映了公司在香港上市后融资约束的放松，它不可能仅仅是因为公司在IPO时筹集了大量的资金。

2、上市前后财务保障比率的变化

如果境外上市后，公司投资对内部现金流敏感程度的下降是因为公司融资约束的放松和资本成本的下降，那么公司上市后会扩大筹资规模，在我们的样本中，公司上市前债务融资是惟一的融资渠道，因此，我们可以对上市前后公司债务比率进行比较。

资产负债率(debt-asset ratio，DA)和权益负债率(debt-equity ratio，DE)是衡量债务比率最常用的两个指标，但IPO所筹集的资金计入所有者权益后，会导致上市后公司的DA和DE下降。为了避免这个问题，我们采用经营活动现金流／总负债(OCF／TD)来间接衡量公司的负债比率。OCF／TD属于财务保障指标，OCF／TD和负债比率互为相反，即OCF／TD越低(高)，债务比率就越高(低)。

采用本文第三部分类似的数据收集方法，我们得到了29家公司上市前后的OCF／TD，取其差值即获得公司上市前后OCF／TD的变化值。对上市前后OCF／TD的差值(上市后减去上市前)做中值检验和均值检验，其结果见表5、表6。

从上市前后OCF／TD的差值检验中可以看出，无论是中值还是均值都为负，而且在10％的显著性水平上通过了检验，这从一个侧面说明了公司在香港上市后公司的负债率在上升。

简单的中值检验或均值检验并没有控制影响OCF／TD的公司特征因素。参照Jia，Sun和Tong(2005)的方法，我们建立如下OLS回归模型：

OCF/TDi=β0+β1FHiβ2FD+β3SOEi+β4REGi+ei　(4)

式(4)中，被解释变量AOCF／TD是公司上市前后OCF／TD之差(上市后减去上市前)。解释变量是代表公司特征的4个虚拟变量：

FH表示上市后第一大股东持股比例对公司的影响程度。若IPO后公司第一大股东的持股比例小于50％，则取值为1；否则为o。

FD表示上市后公司是否聘请了外籍独立董事。若有外籍独立董事，则取值为1；否则为0。

SOE表示企业属性。公司若为国有企业，则取值为1；否则为0。

REG表示企业所属行业受管制状态。若公司所属行业为受管制行业，则取值为1；否则为0。 根据式(4)，若OCF／TD在上市前后有显著变化，则回归方程中的常数项显著异于0，检验结果见表7。

模型(1)、(2)、(3)、(4)中常数项均为负值，且在5％的显著性水平上通过了检验，表明上市前后公司的OCF／TD有显著的变化。由此可见，平均而言，在香港上市后，公司的OCF／TD有了下降；由于OCF／TD与负债比率是互为反方向变化的，所以我们可以推断上市后公司的负债率有了提高。

五、基本结论

根据上面的分析，内地企业在香港上市后，公司投资对内部现金流的敏感程度有了显著下降，境外上市放松了公司的融资约束。通过对匹配A股的公司投资对内部现金流依赖性的分析，以及对H股公司上市前后财务保障比率变化的分析，进一步支持了这样的观点。

香港证券市场更严格的信息披露以及更完善的投资者法律保护，有利于缓解上市公司与投资者之间的信息不对称，减少内外部融资成本的差异，放松公司的融资约束。我们的研究也支持了法与金融研究中通过境外上市改善外部投资者法律保护的主流观点。

表外融资论文篇4

（一） 题目

银行联系对外商直接投资的影响-理论机理与实证研究

（二）研究背景与研究意义

1.研究背景

由于美国次贷危机而爆发的全球金融危机使国际金融市场陷入停滞，金融市场的危机不断传播最终造成了全球范围内的国际经济的混乱，严重扰乱了国际经济。在 2003 - 2007年期间强劲增长的外商直接投资和对外直接投资，在随后两年中出现了明显的大幅下滑。从那时起，研究人员就强调了金融与投资之间关系的重要性。

许多国家积极寻求吸引外商直接投资（FDI），因为他们认为跨国企业将通过创造新的就业机会，增加资本积累和提高全要素生产率来促进经济增长。事实上，大量的实证证据表明，外商直接投资往往会为本国和东道国带来净收益增长效果。这就促使研究人员彻底的调查其决定因素。有力的影响因素包括市场规模，文化和地理接近度，相对劳动力市场禀赋和公司税率（Eicher等，2012;Blonigen和Piger，2014年)。金融发展，特别是两国之间的银行联系当然也应该加入这个名单。

2.研究意义

本文通过测试银行联系是否促进外商直接投资，为这类不断增长的文献做出贡献。我们论文的主要贡献有两方面：首先，我们展示了一种新的渠道，在这种渠道之中，金融通过向银行提供银团贷款形成的银行联系的积极影响展现了对投资的重要性。其次，我们证明这种影响可能对于当地金融发展程度越低的国家越大。

表外融资论文篇5

【关键词】 金融危机； 现金持有量；短期借款；外部融资依赖度；投资规模

一、引言

企业投资行为一直是学界关注的主要问题之一，也是影响企业生存发展和价值大小的一个重要因素。投资规模是企业投资行为的一个重要特征，在一定程度上反映了一个企业的规模、行业竞争优势和战略发展方向。

2008年下半年我国金融危机爆发，这给非金融企业的外部资金供给产生了巨大的负面冲击，同时我国上市公司2008年第三季度的投资规模较第二季度大幅下降（平均下降达75%）。根据国外研究结论，企业在金融危机开始前的不同财务状况（现金持有量、短期借款和外部融资依赖度）对危机期间公司投资规模或抗风险能力影响相当显著，企业如果具有高现金持有量、较低短期负债和较小对外融资依赖程度，就能大大提高抗风险能力和减缓危机后投资规模的下降。

我国上市公司金融危机开始前一年的平均每季现金持有量比（占资产平均总额）超过13%，平均每季短期负债比达（占资产平均总额）18%，外部融资依赖度较发达国家小。这些因素是否如国外研究结论那样对我国危机期间上市公司投资规模或抗风险能力产生了显著的影响，危机前不同财务状况的上市公司在危机期间其投资规模是否有较大的差异，这都是研究金融危机下企业投资行为值得探讨的现实问题，也是目前我国研究文献较少的领域。

因此，研究我国上市公司金融危机开始前一年的财务状况（现金持有量、短期负债和对外融资依赖度）对危机期间投资规模的影响，并与国外的情况进行比较，对探讨我国上市公司确定投资规模的决策因素和提高上市公司自身的抗风险能力有较强的现实意义，本文的结论也可作为进一步探讨我国上市公司持有现金的动机和短期负债的刚性约束功能的基础。

二、主要文献回顾与理论观点

（一）主要文献回顾

1.关于企业的财务状况对公司投资行为的影响。已有大量的文献对其进行了实证研究。早在1957年，John Meyer和Edwin Kuh 指出在资本市场不完备的情况下，企业的财务现状、财务结构和财务政策影响企业的投资规模；从50年代开始，大量文献开始从理论和信息不对称理论的角度来研究现金持有量与投资行为的关系，如1994年，Stephen Vogt运用啄食理论和自由现金流理论，解释了现金流对企业投资的影响，利用实证方法研究了大型和低股利分配的公司体现人问题，而小型、低股利分配公司主要体现为啄食理论问题。

2.关于金融危机对公司投资的影响。目前越来越多的文献研究金融危机产生的原因和后果，大部分文献关注于危机的财务方面，少部分文献关注危机对公司的实际效果。Ivashina和Scharfstein（2009）发现在金融危机期间银行大幅削减对公司的贷款；Campello，Graham和Harvey（2009）通过调查公司经理发现在金融危机期间由于外部融资约束导致公司放弃许多收益较高的投资项目；Duri，Rochell和Steffen（2009）利用实证方法研究了受金融危机影响的德国银行通过控制贷款和严格贷款申请人标准收缩银行贷款而导致的资金供给效应的证据；Rajan（2008）发现对那些主要依靠外面融资的企业，金融危机对其投资增长的抑制作用更显著。

3.关于金融危机下，现金持有量对公司投资的影响。Faulkender和Wang（2006）认为对那些存在融资约束的公司，现金持有量的边际价值是相当高的，尤其是公司现金流量低而投资项目收益高的情况下，现金的对冲作用更显著；Arslan，Florackis和Ozkan（2006）通过对土耳其2001―2002年的金融危机实证分析也得出现金持有量对减少投资的对冲作用；Bats，Kahle和Stulz等（2009）也通过实证方法得出在外部融资市场混乱的时代，超额现金持有量对公司相当有利；Ran Duchin，Oguzhan和Ozbas等（2010）研究金融危机对美国公司投资的影响，通过实证方法研究得出由于外部资金供给的负面冲击，使那些持有现金量少、短期负债高和主要依靠外部资金供给的企业投资大幅下降。

（二）主要理论观点

1.外部资金供给的负面冲击会抑制公司投资。如果公司内部缺乏充足的资金去满足其所有有利或收益高的投资机会，外部融资供给的负面冲击和融资摩擦的出现，可能会阻止公司的投资，特别是对那些从外面融资成本较高、主要依靠外部资金或存在融资约束的公司，此影响将尤为严重。其中融资约束一般指公司没有充足的能力融资以满足其最佳投资机会，可以利用公司的现金持有量、规模、派息等指标来衡量。

2.金融危机的发生导致外部资金供给减缩，这严重挫伤了那些缺乏短期流动性公司的投资

（1）金融危机发生前一年的公司现金持有量对公司投资下降有很大的缓冲作用。特别是那些依靠外部融资的公司，现金持有量对减轻金融期间的投资减少相当重要。Ran，and Duchin Hn等证明危机前现金持有量低的公司，危机后的投资相对于危机前显著下降；危机前现金持有量中等的公司，危机后的投资下降但不显著；危机前现金持有量高的公司，危机后的投资几乎没有下降。

（2）金融危机发生前一年的公司短期负债规模对公司投资下降有很大的加剧作用。由于短期负债是公司流动性的减少，当公司再融资困难或再融资成本较高时，短期负债对金融危机期间企业投资的减少有一个较大的负面效应，而长期负债没有。金融危机前有较高短期负债率的公司其金融危机期间投资下降相当显著，中等短期负债率的公司其金融危机期间投资下降但不显著，低短期负债率的公司下降较少。

3.金融危机后期或后，由于需求方面的增长，公司投资规模会随着增长，特别是那些高现金持有量、低短期负债率和不存在融资约束的公司增长显著。

4.金融危机前公司的低现金持有量、高短期负债率、融资约束和外部资金的依赖性对公司投资影响不如危机期间显著。

三、数据来源与模型设计

（一）数据选取

本文主要以季为期间单位进行数据分析，美国金融危机期间一般界定为2007年7月1日到2009年3月31日，而危机传到我国一般认为是2008年7、8月份。而从经济数据看，我国2008年第三季度样本公司的投资规模较第二季度大幅下降，2009年第三季度的投资规模较第二季度则大幅上升。因此本文将我国金融危机前一年的数据选在2008年7月1日前，即2007年7月1日至2008年6月30日之间；主要关注的金融危机第一年的数据界定在2008年7月1日至2009年6月30日之间；金融危机的后阶段则选为2009年6月30日至2009年12月31日之间。

选取沪、深两市A股非金融上市公司为研究样本，同时剔除了以下样本：一是剔除ST类公司，因为此类公司财务状况与正常经营公司存在一定偏差；二是剔除一些异常值和数据缺失的上市公司，共有样本数量为848个。

数据主要来自于WIND数据库、上海和深圳证券交易所上市公司基本财务数据，数据包括2007年7月1日至2009年12月31日上市公司每季的现金持有量、短期负债、长期负债、资本支出和总资产价值等财务指标。

（二）模型选择

公司的投资规模除了受到投资机会的影响外，很大程度上还受公司已有的现金持有量水平、短期负债的压力和外部融资约束的影响，因此本文主要选择三个自变量：上一年度的每季现金持有量和每季短期负债以及本年度的每季外部融资依赖度（由于金融危机期间资金供给的负面冲击，所以选择外部融资依赖度指标来反映外部融资约束）。对于三个自变量与投资的关系，根据上述理论的观点，本文期望投资规模与上一年度的现金持有量为正相关，与上一年度的短期负债和本年度的外部融资依赖度负相关。具体模型如下：

模型：It=α+β1*casht-1+β2*stdt-1+β3*efdt+εt

模型包括上期现金持有量cash、上期短期负债std和外部融资依赖度efd三个变量。

为了消除规模和各变量数量级的影响，本文把公司的现金持有量、短期负债、长期负债和资本支出都除以每季平均资产总额加以标准化，其中，资本支出为期末固定资产减去期初固定资产；投资I为每季的资本支出与平均每季总资产的比值；前现金持有量cash为危机开始前每季现金与短期投资（或交易性金融资产）之和与平均每季总资产的比值；前短期负债std为危机开始前每季短期负债与平均每季总资产的比值；外部融资依赖度efd为资本支出减去营运资金供给与资本支出的比值，如果营运资金供给无法取得就用当期留存收益变化来计算，此指标用来反映企业所需资金对外部融资资金的依赖程度。

四、实证分析

（一）单变量分析

本部分静态的统计或单变量分析方法，主要分析金融危机前一年的现金持有量与短期负债对公司平均每季投资的影响。根据2007年7月1日到2008年6月30日每季的平均现金持有量和短期负债把样本上市公司分别分为三类：低现金持有量（282个样本）、中现金持有量（282个样本）、高现金持有量（284个样本）和低短期负债、中短期负债和高短期负债。其中现金持有量和平均投资分别指每季现金持有量与每季平均资产总额比值和每季平均投资与每季平均资产总额比值。

1.现金流量与投资

表1显示：金融危机开始前一年现金持有量低的公司，其投资规模（下降0.486%）较现金持有量中等的公司的投资规模下降大（下降0.349%）；金融危机前现金持有量高的公司其投资几乎没有下降，反而有所增加。

表2显示：金融危机前一年低现金持有量的公司其投资在金融危机后期（2009年7月1日至2009年12月31日）都有较大的提高，而中等现金持有量的公司其投资也有所提高，但不如低现金持有量的公司大。另外，高现金持有量的公司其投资增长最少，这与国外学者研究的情况很不一致。

2.短期负债与投资

表3显示：金融危机开始前一年的低短期负债比的公司其投资下降（下降0.4472%）比中等短期负债比的公司投资下降要大（0.1379%），而高短期负债比的公司下降最少，这与国外学者研究的情况相反。

表4显示：金融危机前一年低短期负债的公司其投资在金融危机后期（2009年7月1日至2009年12月31日）都有较大的提高，而中等短期负债的公司其投资也有所提高，但不如低短期负债的公司大。另外，高短期负债的公司其投资增长最少，这也与国外学者研究的情况基本一致。

3.总体情况与国内外对比

表5显示：848个样本公司其投资规模在金融危机开始的第一年（2008年7月1日到2009年6月30日）下降，而到金融危机后期又开始上升且超过了金融危机之前的投资规模。

表6显示：不管是金融危机前还是金融危机后，美国的投资规模远远高于我国公司的投资规模（美国危机前和危机后的现金平均持有量为总资产的0.19左右，我国较之稍低。）

以上分析中，公司现金持有量的结果与本文前面的理论观点相符，金融危机开始后由于外部资金供给的紧缩，那些持有少量现金的公司其投资规模下降要大，而那些持有大量现金的公司其投资规模下降较少或反而有所增长；但是公司短期负债分析结果与理论却未完全相符，尽管金融危机开始后公司投资开始下降，但低短期负债的公司其投资规模下降较中短期负债的公司反而大，而中短期负债的公司其投资规模下降又较高短期负债公司的大。

金融危机后期的结果与理论观点也不完全一致，在金融危机后期，由于需求方面的增加，投资开始增长，但是我国投资规模增长较明显的是那些持有低现金量和低短期负债的公司，而不是高现金量和低短期负债的公司。

另外，我国金融危机开始后投资规模与现金流的关联度明显没有美国公司的显著。

下面用多元回归分析的方法进一步分析危机开始前一年的现金持有量和短期负债以及外部融资依赖度对金融危机期间企业投资规模的影响。

（二）回归分析

利用SPSS分析工具，根据模型：It=α+β1*casht-1+β2*stdt-1

+β3*efdt+εt对848个样本进行总体回归分析，其分析结果如表7所示。

从表7中可以看出，三个自变量中金融危机开始前一年的现金持有量与投资规模正相关（系数为正），表明现金持有量对危机期间的投资下降有缓冲的作用；金融危机开始前一年的短期借款比与外部融资依存度与投资规模负相关（系数为负），表明企业持有短期负债和对外融资依赖度强会加剧公司投资规模的下降，这与本文理论分析期望的结果相符。但从其t检验的结果来看，三个自变量影响都不显著，特别是短期借款，其T值只为－0.584，说明金融危机开始前一年的现金持有量和短期借款以及外部融资依赖度对危机期间投资规模的影响力不强，特别是短期借款，这与国外学者发现的情况很不一致。另外，三个自变量对投资规模影响的解释能力并不强（调整R2为0.006），这也与国外学者理论结论不一致。

五、结论与建议

通过上述实证分析，可以得出以下几个结论：一是金融危机开始后公司投资规模开始下降，金融危机后期公司投资规模开始上升，且增幅比其开始下降幅度稍大，但是低现金持有量公司反而表现更为明显。这说明在金融危机期间由于大部分公司股价下跌，这给那些希望通过收购、兼并等方式进行扩张的公司提供了机遇和条件，但我国上市公司的现金持有量并未像理论分析那样发挥应有的作用。二是金融危机开始前一年的现金持有量与危机期间投资规模正相关，且高现金持有量的公司其投资规模下降较中等现金持有量的公司要小，但不显著。这说明我国上市公司持有的现金对金融危机有一定的缓冲作用，但不大，或者我国上市公司没有充分发挥现金持有量对冲金融危机所带来风险的功能，这与我国上市公司持有现金的动机有很大关系。三是公司投资规模与外部融资依赖度负相关，但不显著，说明我国上市公司投资规模受外部融资约束的影响，但约束力不强。四是金融危机开始前一年的短期负债与危机期间投资规模负相关，且不显著。但与国外学者的研究结论相反的是：高短期负债的公司在金融危机开始后其投资规模下降反而有所减少。这说明我国上市公司短期负债的刚性约束不够。

根据上述研究结论，提出两点建议：一是完善公司治理机制和外部约束机制，正确确定企业现金持有的动机。在外部融资环境较差时，持有现金的预防应该凸现出来。但研究结论证明我国上市公司现金持有量的动机在一定程度上可能更多地表现为自利动机或交易性动机，而非预防性动机。而导致现金持有动机异化的根源在于公司治理和外部制度环境的不完善。一方面，不完善的公司治理机制导致股东层、董事会层和经理层的权、责、利的制度安排不合理，没有足够的动力和激励机制去促进公司管理层合理有效地持有和使用现金；另一方面，中小股东对公司管理层和控股股东无法有效地监督和约束，再加上缺少并购市场、经理人市场和新闻媒体等外部压力，没有强势的外部制度环境去约束公司管理层合理有效地持有和使用现金。二是完善我国金融机构的运行机制和企业退出机制，强化短期负债的刚性约束功能。当外部融资压力加大时，短期负债对企业投资的减少应有一个较大的负面冲击。研究结论显示危机期间我国上市公司短期负债对投资的负面冲击较小，其根源在于短期负债的刚性约束不够。一方面，我国金融机构特别是国有商业银行并非完全按市场机制运作，贷款对象也大部分是上市公司（我国上市公司大部分是国企转制而成）。这种国有对国有的借贷关系，带有较多的行政色彩。导致大部分上市公司还贷压力小，甚至公司短期借款越多，在一定程度上表明公司与银行的关系越密切或政府支持越多。另一方面，我国企业破产机制并未发挥应有的作用。当公司无法偿还到期债务时，由于各种原因，真正进入破产清算的公司很少，导致负债无法发挥其到期要求还本付息的刚性约束。

【参考文献】

［1］ 赵自强，王莉.上市公司投资规模与现金流量关系的实证研究［J］.经济与管理研究，2008（3）：66－71.

［2］ Campello，Graham and Harvey. The real effects of financial constrains：evidence from a financial crisis，Journal of Financial Economics，2009.

［3］ Arsian，O.florackis.C.，Ozkan，A. The role of cash holdings in reducing investment-cash flow sensitivity：evidence from a financial crisis in an emerging market.Emerging Markets Review，2006（7）：320-338.

［4］ Faulkender，M.，Wang，R，Corporate governance and the value of cash. Journal of Finance，2006（61）：1957-1990.

［5］ Bates，T.，Kahle，K.，Stulz，R..Why do U.S. firms hold so much more cash than they used to? Journal of Finance，2009（64）：1985-2021.

表外融资论文篇6

关键词：FDI；金融深化；投资效率

中图分类号：F830.9 文献标志码：A文章编号：1673-291X（2011）22-0072-03

一、相关文献回顾

理论界对于FDI对一国经济增长的作用已得出较一致结论，如FDI可通过传递效应加速东道国技术进步的进程（Findlay，1978）、溢出效应使得FDI有效促进东道国企业生产率和生产效率（Lall，1980）、FDI已成为技术转移重要渠道（Borcnszatein，1998）等。目前研究集中于采用新检验方法、从宏微观机制方面构建更有效的模型将FDI与经济增长的研究逐步推向深入。但较少有文献从金融深化角度分析FDI对一国、一地区经济增长促进效应及金融深化率与FDI投资效率、投资替代率的关系。金融深化理论认为，“金融压抑”现象存在导致发展中国家经济发展滞后，因此，发展中国家须提高金融深化率以促进经济增长。金融市场对吸引外资作用非常重要，是一国吸引FDI的必要组成部分（Nakagawa，2006）。Hilbers（2005）发现强有力的外国资本流入导致信贷市场爆炸性增长，能有效提高一国金融深化水平，进而实现经济飞跃。Alfaro（2004）和Chousa 等（2008）的研究也证明发达金融市场有助促进东道国吸引外资。进一步研究表明金融深化水平提升，有助促进投资流动性，提高金融资源回报，进而提高经济生产率（张军、金煜，2005），而FDI与金融深化率长期均衡关系也在孙爱萍（2009）和任永菊等（2003）的研究中得到验证。

二、计量分析

（一）变量与数据说明

鉴于数据的可得性，本文选取1995―2009年间的年度数据进行计量分析，具体变量设置如下，数据来源：相关年份《中国统计年鉴》、《福建统计年鉴》、国家统计局数据库和《中国对外经济贸易年鉴》。

1.国内生产总值（GDP）：以1982年为基期，通过GDP平减指数转化为实际值。并定义实际GDP年增长率为RGDP。

2.外商直接投资（FDI）：根据国家外管局汇率均价化为人民币表示的FDI值并同上求得真实FDI值。

3.金融深化率（NSLP）：已有文献通常采用货币化率（M2/GDP）、金融相关率FIR（全部金融资产与GDP的比值，即（M2+L+S）/ GDP，其中L表示全部银行贷款，S表示有价证券市值）、全部信贷与GDP的比值来衡量金融深化的程度。然而由于银行部门存在政策导向性贷款和不良资产，加上并不完善的金融市场，上述指标的测度均过高估计了中国的金融深化度，仅仅体现“数量化”特征，可能掩盖经济的低效率运行状态进而削弱金融深化和增长之间的联系，因此非国有部门贷款比重才是衡量现期中国金融深化程度较为准确的指标（张军、金煜，2005）。以LGDP表示银行贷款余额与GDP的比例，则金融深化率可以近似的表示为LGDP与固定资产投资中扣除掉国有部门的投资份额之积。

4.FDI投资效率（ERUP）：按金融深化理论，金融发展水平与经济增长呈正相关，随着金融深化水平不断提高，经济运行效率也会随之提高，加之金融市场与经济环境不断改善，投资效率也同样会提升。故本文定义基于金融深化的FDI投资效率（ERUP）等于外资效益与金融深化率的比值，其中外资效益=（GDPt-GDPt-1）/FDIt。用以代表金融深化进程中的FDI投资效率。

（二）福建省金融深化进程中的FDI投资效率分析

1.协整检验。经单位根检验的全国和福建省ERUP和NSLP、RGDP均服从I（1）过程，符合协整检验的前提条件。综合VAR模型检验结果确定最佳滞后阶数为1，结果（如表1、式1和式2所示），全国和福建省的FDI投资效率和金融深化率、经济增长率间均存在唯一的协整关系，符合Granger因果检验的前提条件。

ERUP福建省=-8.4759+17.3822NSLP+40.2206RGDP（1）

ERUP全国=-4.2177-13.6769NSLP+49.3025RGDP（2）

由协整方程可知，1995年以来经济增长率提升带动了FDI投资效率的提高。同时金融深化对福建省FDI投资效率起到了长期稳定而显著的促进作用。福建作为FDI利用较为集中的地区之一，其FDI的规模与投资表现也相对要好。

2.Granger因果关系检验。检验结果（见表2）说明，金融深化、经济发展对FDI投资效率有引导作用，而金融深化及FDI投资效率提升对经济增长同样起到显著带动作用。从全国范围来看，NSLP对ERUP引导作用及ERUP对NSLP的反馈作用都显著，即二者存在显著双向Granger因果关系。但相较而言，全国的NSLP对ERUP的反馈作用及对经济增长引导作用不如福建省的顺畅，这也与协整检验的分析结果一致。

3.不同时段的比较分析。金融深化理论指出金融发展水平的提高能够提升FDI的投资效率，进而提升FDI对GDP的产出贡献率，可见金融深化对GDP亦有促进作用。综合协整检验和Granger因果检验的结论，本文构建理论模型如式（3），其中所有变量均已化为实际值以消除价格影响，部分数据以自然对数形式代入。

LnERUP=α+β0LnNSLP+β1RGDP+μ （3）

以该模型对1982―2009年全国和福建省的数据进行计量分析，由于1994年中国进行汇率制度改革对FDI投资效率的影响较大，故取1995―2009年间数据进行分段比较分析，模型检验结果如式（4）~（7）所示。

全国（1982―2009年）：

LnERUP=-0.8308-2.5325LnNSLP+12.0362RGDP （4）

（-1.4634）（-7.2292）*（2.3163）**

R2=0.7365，R2=0.7145，F=33.5359，D.W.=0.7172

全国（1995―2009年）：

LnERUP=0.7850-0.2266LnNSLP-9.1555RGDP（5）

（2.6825）** （1.4668） （3.5193）*

R2=0.6258，R2=0.5635，F=10.0352，D.W.=0.7965

福建省（1982―2009年）：

LnERUP=0.0915-1.9898LnNSLP+1.2084RGDP（6）

（0.0973）（-3.1425）*（-0.2546）

R2=0.3158，R2=0.2563，F=5.308，D.W.=0.3589

福建省（1995―2009年）：

LnERUP=1.8402+1.6392LnNSLP+6.6635RGDP（7）

（4.2558）* （6.3680）* （2.4286）**

R2=0.8229，R2=0.7934，F=27.8797，D.W.=1.8744

注：括号内为t 值；*、**、***分别表示在1%、5%、10%水平上显著。

可见，1995年之后，随着金融深化率逐步提升（达到0.4以上），该时段（1995―2009年）全国和福建省的实证表现都要优于全时段（1982―2009年）情况。这源于汇改后政府逐渐放宽了对金融和外资管制，金融压制现象有所缓和，资源配置效率有所提升。福建省经济增长、金融深化程度提升与FDI投资效率呈现显著正相关关系。可见，作为FDI起步较早、外资利用较典型的地区，金融深化程度提高能有效提高福建省外资投资效率。

（三）福建省金融深化进程中的内外资替代分析

由上文可知，金融发展水平对于一国、一地区的FDI投资效率有正向的影响，而FDI既是对国内投资的互补，同时又对国内投资有替代效应。基于此笔者采用双对数模型以研究内外资产出弹性，模型设置如式（8）、（9）所示。

LnGDP=α+β0LnFDI+β1LnMI+μ （8）

LnGDP=α+β0LnFDI+β1LnMI+β2NSLP+μ （9）

其中，MI代表内资，等于全社会固定资产总投资与FDI的差额；β0和β1分别表示FDI和内资的投资产出弹性。现用式（8）和式（9）对1982―2009年中国和福建省的数据进行计量分析，检验结果如式（10）~（13）所示。

全国：

LnGDP=3.9901+0.1159LnFDI+0.5974LnMI （10）

（26.65）*（6.98）*（23.32）*

R2=0.9925，R2=0.9919，F=1 648.596，D.W.=0.6102

LnGDP=4.8723+0.1261LnFDI+0.4511LnMI+0.7446NSLP

（11）

（12.32）*（7.96）*（6.85）* （2.38）**

R2=0.9939，R2=0.9931，F=1 305.678，D.W.=0.7270

福建省：

LnGDP=2.7947+1.1264LnFDI+0.6516LnMI （12）

（21.83）*（7.41）* （20.55）*

R2=0.9830，R2=0.9816，F=722.896，D.W.=0.5285

LnGDP=2.8625+0.1291LnFDI+0.6016LnMI+0.4711NSLP

（13）

（14.95）*（7.09）*（5.54）*（0.48）

R2=0.9832，R2=0.9811，F=467.222，D.W.=0.5343

注：括号内为t 值；*、**分别表示在1 %、5 %水平上显著。

综合式（10）~（13）可知，内外资投资额均与经济增长呈显著正相关。当把金融深化率考虑在内时，无论是福建省还是全国，外资投入产出弹性均有所提高，由0.1264和0.1159分别提高到0.1291和0.1261。其中福建省FDI产出弹性高于全国水平，这是由于身处FDI集聚的东部地区，福建省是较早开放外商投资的省份，在实际运作中已经取得了长足进步，这也足见金融深化对沿海地区经济增长有显著促进作用。假定投资替代率等于FDI投资弹性和内资投资弹性的比值，则福建省的投资替代率由0.1940提高为0.2146，表明相对于内资而言，福建省金融发展能更大程度地提升外资效率，其金融深化类型可视为外资替代型金融深化。第四，金融发展水平提高会增强FDI对一国、一地区投资的挤出效应。这主要是由于FDI投资领域与内资投资重叠造成的，发达金融市场使得FDI企业流入资金投到最需要资金的企业亦或国内边际产出率较高项目上，进一步提高了FDI投资利用效率。

三、结论与建议

金融发展水平提高有助于提高外资投资效率，也有助于推动区域经济增长。随着金融深化水平提高，FDI投资效率及经济效率随之提升，同时也促进了外资对内资投资替代，即相对于内资而言，福建省金融深化发展能更大程度地提升外资的投资效率，存在FDI挤出效应。本文的发现也支持进一步推进金融深化进程，提高国有银行部门的自由化和自主性。银行部门应建立更为灵活、自主、效率型贷款供给结构。

参考文献：

[1]张军，金煜.中国的金融深化和生产率关系的再检测：1987―2001[J].经济研究，2005，(11).

[2]Findlay R.Relative Backwardness，Foreign Direct Investment and the Transfer of Technology：A Simple Dynamic Model[J].Quarterly Journal of Economicas，1978，(92)：1-16.

表外融资论文篇7

作者简介：钱方明，男，教授，嘉兴学院商学院院长；

孙克，男，博士，嘉兴学院教师；

汤钟尧，男，高级经济师，现供职于中国人民银行嘉兴市中心支行。

摘　要：本文在对区域金融与区域发展关系研究文献梳理的基础上，以浙江省11个地市为研究对象，运用计量模型对区域金融发展与经济发展关系进行实证分析。结果表明，浙江区域金融发展与经济发展关系不仅具有区域性特征，阶段性特征也比较明显。

关键词：金融发展；区域经济发展；实证研究

一、现有研究评价

近年来国内外学者对金融发展与经济增长关系的研究正逐渐推向深入，研究方法、研究对象不断创新，研究结论对现实世界的解释力不断增强。国内学者在借用国外学者研究方法的基础上结合我国实际不断创新研究方法，有力地推动了该领域的学术创新。学者们在探讨区域金融发展与经济增长相互关系的同时，已经关注金融发展对产业结构升级影响等发展问题。

但是，从国内外研究文献看，研究一个国家金融发展与经济增长关系的文献不少，但是对一国内区域金融发展与经济发展之间关系问题的研究仍显不够。国内有些研究单纯依据宏观层面数据进行剖析，忽视了我国各地区间金融发展与经济增长的巨大差异性，使研究结论与具体实践有较大差异，减弱了研究结论对现实的解释力。同时，现有研究在实证方法、模型构建和时间序列区间等方面还存在诸多不足。此外，由于数据获得上的限制，研究结论也不够丰富。因此，研究区域金融与经济发展关系时，需要注意以下问题：一是需要选择合适的研究对象，更多地深入到具有代表性的典型地区展开研究，使研究结论更具指导意义。二是需要选择合理的实证研究方法，能更精确地说明变量间的关系，使研究结论更具科学意义。三是不仅要研究金融发展与总产出关系，还应关注金融发展对产业升级等经济发展的影响。

二、研究方法与变量选取

(一)研究方法选择

研究区域金融发展与经济发展关系的实证方法大致有两种：一是使用横截面数据分析法；二是使用时间序列分析法。研究所用数据主要有三类：横截面数据、时间序列数据以及混合数据。横截面数据是指对一个或多个变量在同一时间点上收集的数据。时间序列数据是指对一个变量在不同时间取值的一组观测结果。混合数据则兼有横截面和时间序列数据的成份，与截面数据和时间序列数据相比，能够更好地在不同时期控制各种其他影响因素，因而能更精确地证明变量间的因果关系。本文首先运用相关系数分析变量间的关系，然后选择Panel Data的固定效应系数模型进行实证检验，分析金融发展与区域经济发展的关系。本文金融发展与经济发展相关系数采用SPSS软件进行分析，Panel Data模型采用Eviews软件进行分析。

(二)指标选取与变量表示

有关区域金融发展和经济发展，本文各选取三个指标。反映区域金融发展的指标有：①全部金融机构存贷款余额与地区生产总值之比(Fir)，用于衡量区域经济金融化程度；②人均金融机构存贷款余额(Perce)，用于衡量区域金融资源占有情况；③金融中介贷款与存款的比率(CD)，用于衡量区域金融的效率。相对间接融资来说，直接市场融资所占比例非常小，因而本文将其忽略。反映区域经济发展的指标有：①地区劳动生产总值(GDP)；②劳动生产率(Scl)；③劳均投资(Ljtz)。本文所有实证分析数据来源于1992-2005年各年份《浙江统计年鉴》，浙江11地市相关数据均用全省GDP折算指数按可比价计算。

三、实证分析与结果讨论

浙江11地市金融发展与经济发展相关系数实证分析结果见表1所示。结果显示，浙江各地市Fir、人均存贷款余额和经济发展指标都具有显著的正相关关系，而贷存比指标对于各地市情形有所不同。杭州、金华、台州、丽水和舟山的贷存比同各经济发展指标不存在显著的相关关系。宁波、嘉兴、湖州和绍兴的贷存比同各项经济发展指标都有显著的负相关关系。而温州具有同其他地市显著不同的特点，贷存比同各项经济发展指标都有显著的正相关关系。

浙江11地市金融发展与经济发展的的固定效应系数Panel data模型分析结果见表2。结合表l和表2可以看出：

浙江11地市FIR、人均存贷款余额与经济发展指标均存在显著的正相关关系，表1和表2显示相同的结果。改革开放以来浙江经济的快速发展使城乡居民的收入水平大幅提高，1978-2005年，浙江城镇居民人均可支配收入从332元增长到16294元，增长7．2倍，农村居民人均纯收入从165元增长到6660元，增长8．1倍。浙江城乡居民收入水平的提高扩大了人们对金融产品的需求，促进了浙江金融业的发展。蓬勃发展的民营企业对投资产生了巨大的需求，促进了地方民间金融的发展，吸引了国内外商业银行的落户。金融机构的多元化促进了金融业的竞争，提高了储蓄转化为投资的速度与效率，金融环境日益优化。中国社会科学院金融研究所发表的《中国城市金融生态环境评价》课题研究报告显示，中国50个大中城市金融生态环境排名中，浙江有宁波(2)、温州(3)、杭州(4)、台州(6)、绍兴(8)、嘉兴(9)等6个城市进入前10位。良好的金融服务支持了浙江民营企业的发展，提高了浙江企业劳动生产率。

杭州、金华、台州、丽水的贷存比同各经济发展指标都没有显著的相关关系，而宁波、嘉兴、湖州、绍兴、衢州、舟山贷存比与各项经济发展指标存在负相关关系，除舟山以外其他地市的结论表2与表1一致。杭州贷存比与经济发展指标不存在显著相关关系的原因有待进一步研究，可能的原因是有些金融机构在杭州以外城市没有分支机构，贷款数据发生在杭州，实际贷款发生在杭州以外城市。金华、台州民营经济发达，民间融资在金融市场中占有较大比重，企业融资渠道较多，是造成贷存比同各经济发展指标都没有显著相关关系的重要原因。杭州湾地区的其他四地市(宁波、嘉兴、湖州、绍兴)贷存比与经济发展存在负相关关系的重要原因是该地区大量外资的引进和区外贷款的存在。自上世纪90年代末以来，该地区吸引外资的数量迅速增长，2005年该地区实际利用外资占全省引进外资总额的63．01％。相对而言，浙西南地区引进外资的数量不多，对经济发展的影响较小。杭州湾地区引进外资主要以FDI为主，外资的进入不仅加速了该地区的经济增长，还提高了该地区劳动生产率水平和推动了产业结构升级。嘉兴等地市在引进大量FDI的同时，还从上海、杭州等地金融机构获得了大量的区外贷款资金，使该地区资金来源多元化。

温州与其他地市存在明显的不同，即贷存比与金融发展指标存在正相关关系，表2和表1显示了同一

结果。这一结果与温州民间金融现象有关。民间融资曾在温州金融市场中占有主要份额，1991年左右温州民间融资快速发展，约占银行贷款的80％。但近年来，温州民间融资占整个金融市场的份额开始下降，至2004年，温州民间借贷规模已达400多亿元，当年温州银行贷款为1534亿元，二者的比例约为20：80。5随着金融秩序整顿，银行等正规金融体制的改革，温州正规金融在金融市场中份额的不断提高，对经济发展的作用日益增强。

四、结论及启示

实证分析的结论可概括为以下几点：

1、浙江11地市FIR、人均存贷款余额与经济发展指标均存在显著的正相关关系。浙江经济与金融呈现相互促进、同步发展的局面，经济发展带动了金融业的扩张，金融发展不仅促进了GDP的增长，还促进了劳动生产率的提高。

2、浙江宁波、嘉兴、湖州、绍兴等地市贷存比与经济发展指标存在负相关关系，表明这些地区经济发展资金来源的多元化，FDI和区外贷款是重要的原因。这些地区通过引进FDI、区外贷款等途径获得可观的资金。特别是近年来FDI的迅速增长，不仅促进该地区人均投资和经济的增长，还有力地促进了劳动生产率的提高。

3、温州贷存比与经济发展指标存在正相关关系。民间金融曾在温州金融市场中占主要地位，但近年来温州民间金融的发展日益规范化，正规金融在温州经济发展中的作用不断增强。温州引进外资数量相对较少，没有较好地利用国际产业转移的有利时机加快产业升级。

以上结论进一步显示，浙江区域金融发展与经济发展关系不仅具有区域性特征，阶段性特征也比较明显。从以上分析可以得到以下启示：

1、推进金融体制改革，优化金融生态环境。适度放松金融业的进入限制，进一步发展民营金融机构，引进外资金融机构，建立和完善私人资本市场、金融中介机构及股权市场、债权市场等，优化金融结构，提高浙江金融机构效率。增强金融机构的金融产品供给能力，形成全方位、多层次、立体化的金融服务体系，适应浙江经济发展对多层次、多品种金融产品的需求。

2、促进融资渠道多元化，加快产业结构升级。鼓励民营企业进入资本市场，使资本市场成为民营企业持续扩张的增长源泉和技术进步的重要推动力。浙江西南部地区应扩大对外开放，加大引进外资的力度，使FDI在产业升级中发挥更大作用。杭州湾地区应注重吸引优质外资，培育新兴产业集群，对全省其他地区产生更大的产业带动作用。

参考文献：

[1][美]雷蒙德・戈德史密斯．金融结构与金融发展．上海三联书店，1995

[2]谢亚轩．金融发展和经济增长实证研究方法综述．南开经济研究，2003；1

[3]周立，王子明．中国各地区金融发展与经济增长实证分析：1978-2000．金融研究，2002；10

[4]王景武．金融发展与经济增长：基于中国区域金融发展的实证分析．财贸经济，2005；10

[5]谈儒勇．中国金融发展和经济增长关系的实证研究．经济研究，1999；10

[6]史永东，武志，甄红线．我国金融发展和经济增长关系的实证分析．预测，2003；4

[7]沈坤荣，张成．金融发展与中国经济增长――基于跨地区动态数据的实证研究．管理世界，2004；7

[8]梁琪，滕建州．我国金融发展与经济增长之因果关系研究．财贸经济．2006；7

表外融资论文篇8

关键词：金融；金融风险；产业安全

中图分类号：F830 文献标识码：A 文章编号:1003－9031(2012)08－0073－03 DOI:10.3969/j.issn.1003-9031.2012.08.19

一、引言

学术界对金融风险与产业安全问题进行了较为详细的探讨。随着金融危机的蔓延和全球实体经济的衰退，金融风险与产业安全问题得到了社会的日益重视。本文对金融风险与产业安全问题的研究成果进行了梳理和归纳,文章主要分为三个部分。第一部分是金融对于产业发展的重要性角度,分别从宏观与微观两个层次论述了金融风险对其的影响。第二部分是金融对于产业发展的多个角度的影响分析。本文在前人的基础上将金融风险对产业发展的影响作为一个动态过程来看,分别从影响特征、影响范围、影响结果、马克思理论视角等四个角度对其作具体论述,最后提出了可行性的对策建议，为国内产业经济的发展预防金融风险的消极影响提供参考。

二、金融对产业发展的重要性

(一)金融安全建设是国家经济发展的内在需要

John Law（2005）指出，为了克服金属供应量对经济发展的制约，国家应创办银行、发行纸币[1]。许胜利（2009）全面地分析了金融对经济发展的重要性，从理论基础出发分析金融的发展对经济发展的作用路径。他认为与国际平均水平相比,我国消费发展水平偏低且落后于国际平均水平，并从“西方消费函数理论”、多恩布什的“流动性约束假说”消费函数理论以及古典经济学等经典理论出发总结出了六条消费发展中的金融作用路径，说明了金融发展对消费的作用的多重性与复杂性,从他的分析中可以看出金融对宏观经济的拉动作用[2]。陈元（2010）认为“加快推进城市化、工业化、国际化以及促进经济发展方式转变，已经成为我国加快发展的重大战略和任务，这对金融支持经济提出了更高的要求。”[3]

（二）金融安全建设是产业发展的必要条件

有学者研究了农村金融对农业发展的重要性。陈春生（2009）分析了陕西城乡收入差距的成因是“农业、农村经济发展滞后”，提出要努力提高农业劳动产出率，推动农业大发展。要积极发展直接服务于农民和农村的第二、三产业，得到了农村金融投入是主要途径,构建农业、构建完善的农村金融投入机制是解决农村投入稳定增长问题的必由之路的结论[4]。郭荣普（2011）论证了农村经济发展是国民经济发展问题中很重要的问题。其中说明了按照马克思的理论思维，金融对经济发展来说是一把“双刃剑”。商品经济决定了金融的产生，还决定了金融的规模、结构以及发展速度。在马克思看来，货币通过很多因素如商品价值、商品交换等影响经济，这种反作用一方面对经济发展有积极的正面作用,另一方面又衍生出金融风险演变成危机破坏经济发展的可能性，即对经济发展存在负面作用的可能性。农业企业化的经营对资本的需求量大，金融能够为农业经济的发展提供资金支持[5]。李文昌（2007）论证了所有对农业发展提供支持的投入中，金融的投入是重要因素，也是对农业发展起到关键支撑作用的因素。只有农业金融投入的力度到位，才能对农业进行有效的支持。但从另一个层面来讲，金融投入存在着很多方面的制约因素而步履维艰。金融对于产业发展的影响还表现在许多其他行业[6]。

三、金融风险影响产业发展的多角度分析

（一）金融风险影响产业发展的特征

周燕（2009）指出，国内许多学者普遍认为外资进入是影响一国产业安全的主要因素。外资对产业的控制程度越高，则产业安全的情况就越不容乐观[7]。黄娜（2010）认为，从产业发展方面看，发展环境趋于复杂、产业安全面临更多风险，而我国产业发展受到了金融危机的很大影响[8]。卫教善（2010）在分析我国汽车产业安全特征时指出汽车产业中的关键部分都被外方控制，其中核心技术和关键零部件的掌控都由外资占主导权。汽车产业中零部件的生产领域外资控股的趋势渐强，而且我国自主品牌的产品发展滞后，市场占有率低,配套能力相对外资企业占很大的劣势。外资因其完善的产业链在汽车产业的发展中占据垄断优势，并且凭这种垄断挤占中国内资企业的市场[9]。徐飞（2010）指出国际金融危机对于国内金融市场的影响可能表现在很多层面，例如可能会导致国内金融业瘫痪、国内实体行业的融资不畅从而导致实体产业受到破坏性的影响、影响国内的就业情况、国内经济内需不足等等。但是这些现象都只是表面现象,引起这些现象的原因实际上是基于理性预期理论的人们对于未来经济走向的理性预期做出的选择[10]。

表外融资论文篇9

关键词：金融开放；经济增长；经济增长效应；文献综述

中图分类号：F830文献标识码：A文章编号：1006-1428（2006）12-0008-04

根据经济学理论，金融开放有利于优化金融结构，促进金融发展，提高国内资本积累和配置效率，

从而促进经济增长。许多新兴市场国家在上世纪六七十年代以后先后实施了金融开放政策实现了经济快速增长，然而同时也带来了经济的剧烈波动。由此，国外的学者就金融开放对经济增长的影响从理论和实证两个方面进行深入的研究。

一、金融开放的定义及度量

金融开放广义上是指一国对其他国家开放金融市场，准许其在国内金融市场从事交易和开展各种金融业务，即金融市场开放和金融业务准入，同时准许国内居民和机构参与国际金融市场上的交易。国外的学者往往从“是否允许资本跨国界自由流动”的角度来定义金融开放，所以常用资本账户开放（或证券市场开放和资本市场开放）。但是金融开放的范围较资本账户开放更广，涵盖的内容更多。如金融开放中的开放金融业务准入对国内金融机构和金融产业乃至整个国家的金融与经济都有影响。所以有些学者提出考察金融开放应该涵盖更广泛的内容，如Bekaert和Harvey(1995)认为金融开放包括股票市场开放、资本账户开放、ADR和国家基金发行、银行改革、私有化、资本流动和FDI等七个方面。

早期的国外学者在对金融开放的测度大多从定性的角度分为开放和不开放，即基于有关国家对资本流动管制政策及变化来度量金融开放与否。有些学者不是直接度量资本流动限制，而是通过一些经济变量来间接度量实际的金融开放程度，大多从定量的角度。具体度量指标和方法见下表：

表1：金融开放度量方法一览表

二、金融开放对经济增长影响的途径

国外学者就金融开放对经济增长影响的途径进行了大量的研究，主要包括以下几个方面：（1）金融开放使得国内要素的定价与国际接轨，降低了资本成本，促进了投资，只要满足NPV＞0，国内公司就有机会承担更多的项目，这样就促进了生产和经济增长。Stulz(1999)分析检验了资本市场全球化对预期收益的影响，他认为尽管由于存在成本不如理论预期那样显著，但资本市场开放确实降低了企业融资成本。(2)资本项目和经常项目的管制将减少货物贸易，尤其是服务类贸易，这样就抑制了经济增长，而如果取消管制，这样就能促进经济增长。(3)金融开放使得国内居民可以在国际范围内构建分散化的投资组合，减少受国内风险的冲击的影响，而且能提高投资收益增加国民财富，促进经济增长。Obstfeld(1994)从国际经济一体化的角度提出了资本市场开放的效应问题，构造了连续时间随机模型进行福利分析并经过实证检验，指出资本市场开放和全球化分散了投资风险，提高了消费水平，从而具有稳定增长效应。Henry(2000a,2000b)进一步检验了资本市场开放对宏观经济的影响机制，比较分析了新兴资本市场开放前后的风险分散和资产定价，发现开放后的新兴市场投资收益有了一定程度的提高，私人投资随之爆发性地增加。（4）金融开放通过促进金融发展来促进经济增长。Klein和Oliver(2000)的研究表明金融开放通过促进金融发展，提高金融深度，以此促进经济增长。Bailliu(2001)也发现资本账户开放通过促进金融发展进而促进经济增长。(5)资本账户开放使得该国能够承受更多的经常项目赤字，这样能够增加国外储蓄。如果国外储蓄增长没有导致1∶1的国内储蓄下降，总储蓄会增加，这样会导致更高的投资水平，进而促进经济增长(Edwards2001)。(6)资本账户开放提高了资源配置效率，进而提高了生产水平和经济总量(Edwards2001)。（7）金融开放提高了资本市场的效率，进而影响宏观经济。Kim and Singal(1997)率先实证分析了资本市场开放对市场股价波动、通胀和汇率的影响，发现资本市场开放使新兴市场的有效性增强，并且对市场波动、通货膨胀和汇率水平都产生正面影响，对宏观经济发挥了稳定作用。

Bekaert，Harvey和Lundblad（2001，2002，2005）对金融开放促进经济增长的途径进行了细致研究并进行了总结。认为金融开放影响资本成本、增长的机会、放松金融管制、促进金融发展，从而增加投资和提高投资的效率，进而促进经济增长。见图1：

图1：金融开放促进经济增长的路径

但是西方有些学者对金融开放促进经济增长及路径提出了质疑。Krugman(1994)认为，在东亚新兴市场经济中，伴随资本市场开放，投资骤然增加，出现投资驱动型的高速增长，将偏离潜在稳定增长水平。由于实际投资增长超过合理水平，而投资效益没有相应提高，不可持续的增长必然引致经济剧烈波动，甚至导致经济危机。Stiglitz(2000)从信息经济学的角度提出，资本市场开放由于逆向选择使得金融脆弱性显露，从而加剧经济的波动而不是稳定增长。Galindo，Micco and Ordoezl(2002)为这种观点提供了最新的经验证据，他们认为，金融开放并不必然导致投资增加、效率提高和经济增长，开放的条件和政策选择可能是更为重要的决定因素。资本市场开放可能加剧国内金融体系的脆弱性，从而诱发金融危机，这已为拉美和东南亚所爆发的金融危机所证实。Kaminsky and Reinhart(1999)的“双重危机”理论认为，金融开放导致经济衰退，资本市场在其中起到一个不容忽视的作用。其实上述的质疑主要是针对发展中国家和新兴市场国家，说明有些因素会对开放的经济增长效应产生负面影响，但是没有能从理论上否定这种效应的存在。

三、金融开放对经济增长影响的实证分析

表2：金融开放的经济增长效应的实证研究成果一览表

国外学者就金融开放对经济增长影响进行了大量的实证研究。从是否存在经济增长效应来看存在相反的两种实证结论，即一类支持存在经济增长效应的论断，一类不支持这种论断。

国外学者在做实证分析时大多采用在经济增长模型中增加度量金融开放的变量来考察金融开放是否对经济增长有显著影响。从上表可以看出，国外学者对金融开放能否促进经济增长的实证研究得出了截然不同的结论。Eichengreen(2002)指出这种实证结果相反很大一部份是由于Quinn(1997)的样本包括较多的工业化国家和在1980年代这个失落的十年选取了相对较少的观察值。Edison et（2002)认为样本大小不同、考察期间不同和开放的度量指标不同都是导致实证研究结论不一样的原因，所以他们使用了扩展的经济增长模型，运用了share指标、Quinn指标和股票市场开放指标(BHL)为开放度量指标，结果表明三者均对经济增长具有显著正的效应。而且根据样本分组发现非OECD和东亚国家都显著地存在经济增长效应，这些表明发展中国家的资本账户开放的经济增长效应比发达国家显著。Marcel Fratzscher和Matthieu Bussiere(2004)认为相反的结论主要是因为金融开放的经济增长效应具有时变性(time-varying)，金融开放在短期内会促进经济增长，在中长期内经济增长没有提高，甚至有所下降。短期内促进经济增长主要是金融开放导致短期内投资膨胀，证券投资和债券高速增加，而国内制度质量、FDI规模和开放顺序等是对中长期经济增长的推动力。Durham(2000)认为，在经验研究文献中，由于现有的计量方法无法确信能够控制其他因素的干扰，而且对变量之间的因果关系无法进行足够的完备性检验，因而分离得到的开放效应并不完全可靠。事实上资本市场开放的实际经济效应可能还是含混和不确定的，尤其是在新兴市场经济中，资本市场开放的宏观经济效应似乎还缺乏足够有力的经验证据来做出结论。Edison et(2002)在对各种实证结果和方法进行比较后也认为资本市场开放的实际经济效应可能还是含混的。Eichengreen和leblang(2003)认为缺少证据证明金融开放和经济增长之间正向关系的原因是没能解释金融危机。他们发现那些能控制危机的国家增长较快。

不论是支持经济增长效应还是不支持的观点都是假设金融开放对经济增长的影响在长短期都是一样的，然而事实并非如此，因此有些学者开始转换研究的视角，考虑金融开放的经济增长效应的时变性(time-varying)。有人认为金融开放对经济增长的影响呈现U型，然而有人确认是倒U型。Gourinchas和Jeanne(2002)的理论研究表明金融自由化对于经济来说只是在短期内获得一次性的收益，随后经济就回归起长期正常的增长路径。McKinnon和Pill(1997，1999)认为金融开放为外国资本进入提供了途径从而导致“过度借贷”和投资膨胀，因此暂时促进了经济增长，然而这些泡沫随后会急剧破灭，金融危机和经济萧条将变得难以承受，所以开放金融市场的国家会在短期内经历一个繁荣和高增长的阶段，随后在中期泡沫突然破灭，经济衰退，只有在非常长的时期内，才能恢复回来。他们的理论性观点就是金融开放在短期内使获益或无损失，在中长期内使经济会受损。Karninsky和Schmukler(2003)检验了金融开放对资本市场的长期和短期效应，发现金融自由化后在短期内膨胀，破灭周期更显著了，而且金融自由化在长期内导致金融市场更稳定。其研

究表明资本市场开放既增加了不稳定因素，又改进了生产率，对经济增长在短期具有显著的负面效应，在长期则有正面的效应。Klein(2003)研究也认为金融开放与经济增长之间的关系曲线呈U字形。

四、总结和展望

关于金融开放与经济增长的研究还存在诸多的分歧，主要是以下几个原因：

1．金融开放的度量方法不统一。基于监管制度的度量方法从逻辑上看来很清晰，但是监管制度的项目有限，而且各种项目对经济影响的权重不一样，更为重要的是不能较好地度量金融开放程度的变化。基于间接的数量度量法其逻辑上不是很清晰，而且受到了较多的干扰，比如经济周期、内外部经济环境、其他的金融制度等等对此都会干扰，所以不同的学者采用不同的金融开放度量指标做实证分析时得出不同的结论是可以理解的。

2．在考虑金融开放对经济增长的影响时，很难分离其他因素的影响。比如，很多学者在经济增长模型中的控制变量包括了投资收入比率和消费收入比例。金融开放对投资产生影响，同时可能通过财富效应影响消费，因此这些自变量之间本身就有一定的相关性，有可能低估了金融开放对经济增长的影响。

3．金融开放的经济增长效应受到开放时及以后的外部环境、内部的制度环境以及经济环境、文化社会因素影响，另外还受到开放路径不同的影响。如果从量化分析可能导致金融开放对经济增长不利，但是实际并非如此。各国要想通过金融开放促进经济增长和提高生产率，并降低发生金融危机的风险，必须满足一系列因素，包括需要发展运行良好的金融机构和相当成熟的国内资本市场，良好的公司治理，适当的经济和汇率政策，以及贸易开放。

4．实证研究中的国家样本不同、样本时间区间不同、数据来源不同和模型估计方法不同都会对结论有影响。这从表2中也可以看出来，这么多学者的样本和数据都不一样，即使是同样的金融开放度量方法和因变量，如果选取了不同的样本国家和样本周期得到的估计结果会不同，以此为基础进行实证分析自然会产生各种分歧。

我们认为，未来研究的焦点不再是简单地判定金融开放是利是弊，预计将主要在以下方面展开：

1．如何建立统一科学的金融开放度量指标或指标体系。首先，运用基于监管制度的度量方法时需要将评价的项目增加和分细，提高指标的精度和广度；其次，在运用间接数量法时需要剔除其他因素的影响以提高度量的可靠性，包括模型的前提条件、经济环境和政策环境等因素；最后，需要将两种方法综合起来考虑。基于监管制度的度量方法是衡量制度的开放，不能衡量经济主体的实际行为。运用

间接数量法是衡量实际主体的行为，同时也包括制度外的行为，如非法行为等。因此结合两种方法可

以同时考虑开放的制度环境和实际的主体行为，能够提高度量的准确性。

2．金融开放影响经济增长的路径。首先对影响途径的研究需要将理论上研究和实证研究结合起来。其次，需要研究各种影响途径在金融开放的经济环境下有哪些发挥作用的前提条件。再次，需要研究金融开放对经济增长负面的影响途径。目前学者基本都在研究金融开放对经济增长正面影响的途径，而较少关注其对经济增长负面的影响途径。实践中金融开放对有些国家造成较大的负面影响，应从机理上来研究金融开放对经济负面影响的途径。最后，需要考虑不同国家具体经济制度环境下影响途径的差异。

3．金融开放在实际中能否促进经济增长，有哪些影响因素。我们认为研究将从是否存在经济增长效应转向有哪些因素影响经济增长效应的发挥，比如社会制度、文化因素、受教育程度、经济的构成(对外部门和对内部门的构成比例)、国民经济的构成(消费、投资、净出口等比例)、经济制度、金融发展的程度、利率是否市场化、资本市场的发展程度等。

4．金融开放后对经济影响的时变性如何。我们认为，在研究金融开放的经济增长效应的时变性时，需要考虑在实施金融开放前后所处的经济周期，不同经济周期的金融开发对经济增长效应的发挥具有较大影响。如果没有考虑经济周期的影响，可能导致不正确的结果，这也是很多学者关于时变性的实证研究的结论相矛盾的原因之一。另外，需要研究这种时变性的具体发展过程和衍变过程，处于时变性的不同阶段的不同特征和影响因素。最后，还需要研究不同国家的时变性是否存在差异，差异的原因是什么。

5．发展中国家如何获取金融开放的经济增长效应。不能简单照搬发达国家的经验，需要研究已经完成金融开放的发展中国家的成功经验和教训，以及内在原因，为以后发展中国家进行金融开放借鉴；其次，需要研究发展中国家的哪些因素制约着经济增长效应的发挥，尤其是制度方面；再次，对于同时进行市场化和金融开放的发展中国家，需要研究两者的关系以及如何协调两者的推进和如何更好地发挥经济增长效应；最后，在发达国家占有主导的经济金融格局下，发展中国家在进行金融开放时面临更加复杂的国际经济环境，因此，需要研究新格局下发展中国家如何推进金融开放，尤其是如何规避金融开放对金融的不利冲击。

参考文献：

［1］Barro，Robert and Xavier Sala-i-Martin(1995).Economic Growth，McGraw-Hill，New York

［2］Bekaert，Geert and Campbell R.Harvey(1995).Time-Varying World Market Integration，Journal of Finance 50：403-444

［3］Bekaert，Geert，Campbell Harvey and Christian Lundblad(2001).Emerging Equity Markets and Economic Development，Journal of Development Economics 66：465-504

［4］Edison，Hali，Michael Klein，Luca Ricci and Torsten Slok(2002a).Capital Account Liberalisation and Economic Performance：Survey and Synthesis，IMF Working Paper No 120

［5］Eichengreen，Barry(2002).Capital Account Liberalisation：What do the Cross-Country Studies Tell Us?，World Bank Economic Review，March

表外融资论文篇10

【关键词】 行为融资 心理学 投资者非理性 管理者非理性

传统的企业融资理论都是在“资本市场是有效的”这一前提下探讨企业的融资结构与融资决策的，即他们所研究的是理性的管理者在面对理性的资本市场时如何进行最优的融资政策，然而大量的实践观察和实证分析表明，企业的实际的融资行为并不能用上述理论完美地解释。随着资产定价领域对资本市场有效性假说的重新质疑和论证以及行为金融学的兴起，学者开始从行为金融的视角关注企业的融资行为，并相应产生了行为融资理论（Behavioral Corporate Finance）。行为融资理论以心理学关于人们决策行为的研究为基础，主要探讨企业管理者的实际决策行为是如何影响企业的融资结构的理论科学。由于行为融资理论是行为金融学在公司财务领域的延伸，所以行为融资理论的很多分析方法都来源于行为金融学。

一、行为融资理论的心理学基础

1、情感心理学

情感心理学研究表明，人们的判断和思维往往具有下列一些与所谓“理性”相偏离的特性：过度自信、保守主义、模糊厌恶、后悔厌恶、损失厌恶以及时间偏好、自我控制等。过度自信（overconfidence）源于人们的乐观主义。心理学研究表明：在很多方面，大多数人对自己的能力以及未来的前景都表现出过于乐观；同时，由于自我强化的归因偏差（self-enhanced biased self-attribution），人们常常将好的结果归功于自己的能力，而将差的结果归罪于外部的环境。所以人们难于通过不断地理性的学习来修正自己信念，导致人们动态的过度自信。

2、认知心理学

管理者的决策过程也就是管理者的选择偏好过程，其中涉及人们信念的形成与更新、基于信念的推理以及按自身偏好进行的决策，因而这一过程与人们的认知心理密切相关。从认知的方式来看，由于主体（包括管理者与投资者）无法获得所有的信息，也不可能对所有的信息进行分析，而且无法处理复杂的判断。所以，人们的实际决策过程是采用一种启发式推理方法，简单地说，人们在做判断的过程中，会走一些思维捷径，这些思维的捷径，有时会帮助人们快速做出准确的判断，但有时会导致判断的偏差。这此因走捷径而导致的判断偏差，称为启发式偏向。三种典型的启发式偏向是代表性法则、可利用性法则和锚定效应。从认知的偏差来看，心理学研究发现人们存在着确认偏差，即一旦人们形成先验信念，他们就会有意识地寻找有利于证实自身信念的各种证据，并人为地扭曲新的证据。事后诸葛亮（hindsight bias）就是力图寻找各种非真实的证据来证明他们的信念是正确的。另外，人们也存在着阿Q精神，即人们的信念会由于行动的成功与否而改变；如果行动失败，人们将向下修正自己的信念，人为地降低由于后悔带来的损失，进行自我安慰；如果行动成功则向上修正自己的信念，显示自己做决策的英明。从认知的目标看，按照Kahneman和Tversky（1979）提出的前景理论，人们在做选择时会对期望前景（EP）进行比较，即可能收益的效用值（Ui）与该收益发生的心理概率（Wi）的内积之和。人们并不关心财富本身的最终值，而关心财富相对于某一参考值的变化。基于前景理论，Thaler（1980，1985）提出了心理账户（mental accounting）的问题，在考虑一个决策问题的时候，完全理性的人会全面考虑各种结果，并综合计算各方面得失带来的效用。

3、社会心理学

作为群体中的一员，人们容易受到群体情感的感染，倾向于采取与群体行为相近的行为，甚至在一定程度上放弃自己的偏好与习惯，并忽略自身可获得的信息，而对于个体来说这些行为往往是不可思议的。典型的社会心理学现象比如认知的系统偏差、羊群效应等。

二、行为融资理论的主要研究内容

基于上述心理学研究成果，行为金融学者对投资者和管理者的“理性”前提假设做出了重要修正，尤其是对后者的修正构成了行为融资理论的主要研究内容。

1、投资者非理性

在这一情形下，行为融资理论有两个假设：其一是投资者非完全理性，投资者的行为会影响证券的价格，导致证券价格偏离其真实价值；其二是管理者能够意识到市场价格与基本价值的偏离，从而做出理性的反应，此时，行为融资理论要考察的是一个以公司真实价值最大化为目标的理性管理者面对非理性的投资者会做出怎样的融资决策。这一研究领域中，比较典型的是市场时机理论。市场时机理论认为：当投资者的非理性导致企业的资本成本较低时，管理者会选择股票融资。由于发行被高估的股票可以获得市场时机选择的好处，所以当投资者（市场）非理性表现为高估证券价格时，企业发行股票的数量往往会超过他们的实际需要，导致企业拥有大量的自由现金流。实证研究的结果证实了这一理论，企业往往会充分利用投资者（市场）的误定价来获得收益，尤其是新兴资本市场（例如中国）中，许多上市公司募集资金并不是为了投资，仅仅是为了充分利用投资者的非理性来“圈钱”。

2、管理者非理性

行为融资理论对管理者的“非理性”定义为：管理者的行为偏离了“理性预期”以及“期望效用最大化”。行为融资理论对管理者非理的分析主要是基于心理学和经济学中有关管理者行为的众多文献的分析。它认为，管理者难以做到总是合乎逻辑地形成自己的信念，他们的信念也难以持续地以理性的方式转化为实际的决策。迄今为止，有关行为融资理论对管理者非理性的研究主要集中在对管理者的“过分自信”与“过分乐观”的分析上，也有部分文献探讨了管理者在决策过程常见的“拇指法则”、“参考点偏好”。已经形成的具有代表性的研究成果包括：（1）融资顺序的选择。这类研究的基本假设是，过度自信或乐观的管理者对未来投资收益的估计过高，因而更倾向于债务融资而非权益融资。对未来收益的过高估计导致管理者不愿意与新股东分享公司的未来收益，他们会更多地使用公司内部资金，在必须外部融资的条件下，也会优先进行债务融资，使公司融资呈现出一定顺序偏好（pecking order preference）。Schifrin（1999）的研究表明，过度自信可能导致管理者采取激进的负债行为。Hack Barth（2004）通过建立以随机现金流为基础的公司价值模型，证实了过度自信的管理者倾向使用更多的债务融资，并且债务期限更短，发行更频繁。Millender和Tate（2005）使用福布斯500家企业的面板数据，实证研究表明，在进行融资时，过度自信的CEO在安排债务比例时较理性的CEO至少多使用10%的内部资金，在进行外部融资时，至少多使用15%的债务融资。过度自信的管理者具有融资顺序偏好，并且在使用债务上更加保守。Oliver（2005）以密歇根大学的消费者情感指数（University of Michigan Consumer Sentiment index）为管理者自信程度的替代变量，对美国具有25年之上历史的企业进行实证检验，同样发现管理者的自信程度与公司外部融资中负债的比例成正比。国内学者余明桂、夏新平、邹振松（2006）根据中国具体情况，用企业的景气指数作为衡量管理者过度自信的指标，分析管理者过度自信是否会导致企业采取激进的债务融资决策。实证分析在控制了其他可能影响债务融资的因素以后，发现管理者过度自信与资产负债率尤其是短期负债率显著正相关，与债务期限结构也显著正相关。（2）最优融资契约。Lander和Thesmar，D(2004)对理性投资者和非理性的经理人之间的融资合约进行了检验。他们突出了这种融资合约的两个方面：首先，由于非理性的管理者倾向于继续实施他们早先制定的无效率的商业计划，因而最优的财务合约必须使得必要时公司控制权能顺利地转移；其次，非理性的经理人可能更偏好短期债务，因为在股票价值被低估时，经理人可能不得不向投资者支付股利以刺激股价。（3）融资过程中的羊群行为。金融市场中的羊群行为是指在不确定信息环境下，主体（投资者或管理者）模仿他人决策，或过度依赖舆论而忽略自己的有价值的私有信息，跟从市场中大多数人的决策方式。研究表明，企业的融资过程中至少可能存在下列羊群行为的动机：一是存在基于信息的羊群行为动机。股票发行（IPO或SEO）行为包含了许多企业的内部消息，是否能够核准发行、以及以何种价格发行的过程实际上就是市场（包括监管当局）如何理解这些信息的过程。企业对“自己的信息”是可知的，但对市场如何理解“自己的信息”的信息是不可知的，因此企业是否决定融资实质上也是在一种不确定情况下的决策行为，它与Bannerjee（1992）、Bikhchandani，Hirshleifer，Welch（1992）模型中的投资决策行为有点类似，因此会产生基于信息的羊群行为。二是存在基于声誉的羊群行为动机。以中国的证券市场为例，由于政府赋予证券市场承担为国企解困的目标，因此企业发行股票的风险相当一部分由国家信用来承担，同时长期以来监管机构对股票发行实行额度控制、审批制，因此，大部分国企把公开上市、配股、增发新股等当成政府或管理层对其经营业绩的一种奖励。这样，能否公开上市，能否进行再融资就无疑成为管理者能力的一个评价。对于管理者而言，当同行业其他企业都选择上市或再融资时，他自然也会选择同样的行为，以避免给人造成自己能力较弱的印象。国内学者张浩（2005）的实证研究表明，中国证券市场融资的羊群效应强于美国证券市场，在2000年证监会实行了核准制等市场化措施后，国内公司IPO发行的羊群效应明显有所下降。

三、行为融资理论的研究前景

行为融资理论虽然刚刚崛起，但已经展现出了勃勃生机，随着行为金融理论的完善以及相关行为变量“植入”到各类经济模型中，许多传统融资理论难以论证的“异象”得到了很好的解释。从“行为”角度来观察公司的各类融资决策，无疑为我们提供了一个崭新的视角。结合上述研究现状，其研究方向可以从以下方面进一步加以扩展。

1、理论方面

（1）总体来看，行为融资理论对管理者的非理性的研究还处于初级阶段，目前大部分文献对管理者非理性的研究都集中在对过分乐观与过分自信的研究上，在现实生活，管理者的非理性即认知偏差的表现是多种多样的，如参考点依赖、拇指法则、沉淀成本效应等等，这些领域目前尚属空白。（2）管理者的理性能否纠正非理性投资者的估价偏差？投资者的理性是否能救治管理者的非理性？目前行为融资理论的模型大都是单独考虑管理者的非理性、投资者的非理，能否发展一个模型综合考虑管理者、投资者的非理，从而得到新的解释。

2、实证方面

实证方面一个最艰巨的问题就是如何度量“非理性”，尤其是合理度量管理者的过度乐观和过度自信。建立起恰当的可操作性强的过度自信度量指标体系，特别是适用于中国企业实际的过度自信度量指标体系可能是解决问题的关键。鉴于过度自信度量指标体系的研究目前在国内文献相当缺乏，在国外的文献中也鲜有所见，这一问题无疑具有广阔的研究前景。

（注：本文为教育部人文社会科学研究项目《非上市公众公司财务报告制度研究》的阶段性成果，项目编号：08JC790081。）

【参考文献】

[1] 兰垠：公司行为金融学：管理者的非理性――一个综述 [J].世界经济情况，2007（3）.

[2] Landier，A.、and Thesmar，D.：Financial Contracting with Optimistic Entrepreneurs：Theory and Evidence [M].AFA 2004 San Diego Meetings，2003.