馬寧 王鵬

【關(guān)鍵詞】 融資約束; 股權(quán)集中; 債務(wù)融資; 制造業(yè)企業(yè)

【中圖分類號】 F230? 【文獻(xiàn)標(biāo)識碼】 A? 【文章編號】 1004-5937（2021）13-0070-07

一、引言

實體經(jīng)濟(jì)的發(fā)展是我國現(xiàn)代化經(jīng)濟(jì)體系建立的基石，是財富創(chuàng)造的源泉，也是維護(hù)經(jīng)濟(jì)社會穩(wěn)定的關(guān)鍵因素。而實體經(jīng)濟(jì)的核心主體是制造業(yè)。2015年，我國提出了實施“制造強(qiáng)國”的首個十年戰(zhàn)略綱要——《中國制造2025》。該綱要指出，制造業(yè)是一個國家和民族強(qiáng)盛的根基。打造具有國際競爭力的制造業(yè)是我國提升綜合國力、保障國家安全、建設(shè)成為世界強(qiáng)國的必經(jīng)之路。面對國際產(chǎn)業(yè)變革的宏觀趨勢，我國必須全面提高制造業(yè)的發(fā)展水平，改變中國制造業(yè)“大而不強(qiáng)”的局面，培育一批具有國際競爭力和成長性的制造業(yè)企業(yè)。

制造業(yè)企業(yè)提升自身競爭力和保持可持續(xù)發(fā)展都離不開“資金”這一關(guān)鍵要素?！百Y金”在企業(yè)成長與壯大的過程中發(fā)揮著舉足輕重的作用。因此，制造業(yè)企業(yè)持續(xù)發(fā)展所需“資金”的來源至關(guān)重要。西方優(yōu)序融資理論認(rèn)為，企業(yè)的資金來源渠道包括內(nèi)源融資和外源融資。而外源融資又包括債務(wù)融資和股權(quán)融資。債務(wù)融資相對于股權(quán)融資而言，具有融資成本低、融資效率高和利于維持股東控制權(quán)等特點。在我國，債務(wù)融資長期以來一直是制造業(yè)企業(yè)傳統(tǒng)且重要的外部融資方式[1]。因此，企業(yè)債務(wù)融資問題成為理論界關(guān)注的重點。

然而，作為一個發(fā)展中國家，我國的金融體系并不完善，制造業(yè)企業(yè)面臨著嚴(yán)重的融資約束問題[2]。由于融資約束問題普遍存在，制造業(yè)企業(yè)無法根據(jù)自身的需要，無限制進(jìn)行外部融資。企業(yè)融資約束產(chǎn)生的根源是資本市場存在著信息不對稱和交易費用等問題。由于以上問題的存在，企業(yè)進(jìn)行外源融資時，需要比內(nèi)源融資付出更高的成本，從而形成資金使用限制，即融資約束[3]。就債務(wù)融資而言，債務(wù)融資成本給企業(yè)帶來融資約束問題，從而影響企業(yè)債務(wù)融資。西方的財務(wù)理論認(rèn)為，債務(wù)融資成本產(chǎn)生的原因是債權(quán)人對自身利益的保護(hù)。企業(yè)內(nèi)外部信息不對稱問題將會導(dǎo)致債權(quán)人所面臨的風(fēng)險程度隨著債務(wù)資金的增多而增加。因此，債權(quán)人會根據(jù)自身所面臨的風(fēng)險程度，要求企業(yè)支付與風(fēng)險程度相對應(yīng)的債務(wù)融資成本。當(dāng)債務(wù)融資成本增加時，企業(yè)融資約束程度也隨之增加?；谝陨戏治隹芍髽I(yè)內(nèi)外部信息不對稱是融資約束產(chǎn)生的根本原因。而企業(yè)的股權(quán)集中可以促使控股股東投入更多的資源對經(jīng)營者進(jìn)行監(jiān)督，從而提高財務(wù)信息披露質(zhì)量[4]。財務(wù)信息披露質(zhì)量的提高有助于降低融資約束的程度，進(jìn)而影響債務(wù)融資。另外，股權(quán)集中還可以通過提升企業(yè)績效和提高債務(wù)融資決策效率，對債務(wù)融資產(chǎn)生影響。

目前，國內(nèi)外學(xué)者分別研究融資約束、股權(quán)集中和債務(wù)融資所形成的成果較多，但鮮有將這三者放在一個框架中進(jìn)行研究。為了填補(bǔ)這一缺口，本文在研究融資約束對企業(yè)債務(wù)融資影響機(jī)理的基礎(chǔ)上，進(jìn)一步將股權(quán)集中作為調(diào)節(jié)變量，引入至兩者關(guān)系的研究當(dāng)中，為我國制造業(yè)上市企業(yè)有效進(jìn)行債務(wù)融資，保障企業(yè)有充足的發(fā)展資金，提供理論和實踐的雙重參考。本研究嘗試以中國制造業(yè)上市企業(yè)2014—2018年數(shù)據(jù)為研究樣本，探究融資約束與股權(quán)集中對企業(yè)債務(wù)融資的影響。

二、文獻(xiàn)綜述與研究假設(shè)

（一）融資約束與債務(wù)融資

債務(wù)融資是我國制造業(yè)企業(yè)重要的外源融資渠道?；谛畔⒉粚ΨQ理論，在債務(wù)融資市場中，作為債權(quán)人的銀行等金融機(jī)構(gòu)無法真正參與到融資企業(yè)的生產(chǎn)經(jīng)營過程當(dāng)中，因此不能完全掌握企業(yè)真實的內(nèi)部經(jīng)營狀況。債權(quán)人為了降低自身的借款風(fēng)險，將會根據(jù)企業(yè)所披露的信息評估其經(jīng)營水平，設(shè)定債務(wù)利息率。一般情況下，被評估企業(yè)的投資風(fēng)險與債務(wù)利息率成正比。對融資企業(yè)而言，債務(wù)融資成本隨債務(wù)利息率的升高而增加，隨之而來是融資約束程度的增加。融資約束的程度反映了企業(yè)進(jìn)行融資的難易程度，融資約束程度越高說明企業(yè)獲得資金的難度越大。國內(nèi)外學(xué)者們關(guān)于債務(wù)融資的研究結(jié)果證實，企業(yè)融資約束程度越大，越難獲得債務(wù)融資。Patrick et al.[5]對1995—2007年間68 646家德國非上市企業(yè)展開研究，發(fā)現(xiàn)企業(yè)的國有銀行貸款量影響融資約束水平，融資約束水平與債務(wù)融資量成反比。Udichibarna et al.[6]對1996—2012年間印度尼西亞、韓國以及中國香港等國家和地區(qū)的7 286家企業(yè)進(jìn)行研究，發(fā)現(xiàn)風(fēng)險相對較小，盈利能力相對較強(qiáng)的企業(yè)的債務(wù)融資水平高，而政府的政策支持有助于企業(yè)的外部融資。劉璐璐[7]選取我國滬深A(yù)股上市企業(yè)2010—2016年的數(shù)據(jù)作為研究樣本，對債務(wù)融資成本的影響因素展開研究，結(jié)果顯示：企業(yè)長期債務(wù)比例與債務(wù)融資成本正相關(guān)，而債務(wù)融資成本的增加最終會造成企業(yè)債務(wù)融資受限。

因此，本研究認(rèn)為制造業(yè)企業(yè)面臨的融資約束越強(qiáng)，其所獲得的債務(wù)融資將越少，并提出假設(shè)1。

H1：制造業(yè)企業(yè)融資約束與債務(wù)融資負(fù)相關(guān)，即企業(yè)融資約束越強(qiáng)，債務(wù)融資量越少。

（二）股權(quán)集中與債務(wù)融資

委托代理理論認(rèn)為，生產(chǎn)力發(fā)展到一定階段，企業(yè)所有者由于其知識、能力和精力有限而影響其對企業(yè)的管理水平。專業(yè)化分工使得具有專業(yè)企業(yè)管理知識的經(jīng)營者出現(xiàn)。因此，企業(yè)所有者將會聘用專業(yè)的經(jīng)營者替自己對企業(yè)進(jìn)行經(jīng)營管理。在信息不對稱的情況下，所有者不能完全掌握經(jīng)營者的企業(yè)經(jīng)營信息，使得企業(yè)中有可能出現(xiàn)經(jīng)營者為了自身利益而損害所有者利益的情況。因此，企業(yè)所有者將會對經(jīng)營者的經(jīng)營行為進(jìn)行監(jiān)督。就企業(yè)融資方式的選擇而言，首先，債務(wù)融資的還款具有時間限制，債務(wù)融資所產(chǎn)生的利息費用會給企業(yè)帶來固定的負(fù)擔(dān)，使得企業(yè)的財務(wù)風(fēng)險升高;其次，債務(wù)融資代表外部的市場治理模式，企業(yè)外部債權(quán)人通過債務(wù)投資的方式對企業(yè)進(jìn)行監(jiān)督，經(jīng)營者在此模式下?lián)碛休^少的自由裁量權(quán)[8]。基于以上兩點，企業(yè)經(jīng)營者一般會避免使用債務(wù)融資的方式為企業(yè)籌措資金。但債務(wù)作為一種企業(yè)所有者控制經(jīng)營者在職消費的工具，較其他直接干預(yù)的措施而言成本更低，因此，控股股東更偏好使用債務(wù)進(jìn)行委托代理成本的控制[9]。而企業(yè)股權(quán)集中程度越高，控股股東的治理理念越能得到體現(xiàn)。

學(xué)者們通過實證研究證實了股權(quán)集中對債務(wù)融資的促進(jìn)作用。王浩[10]采用我國2003—2009年528家A股上市企業(yè)的數(shù)據(jù)作為樣本進(jìn)行研究，結(jié)果顯示：股權(quán)集中與債務(wù)融資顯著正相關(guān)。這是由于，在股權(quán)集中度高的企業(yè)里，經(jīng)營者的融資行為將會得到更為有效的監(jiān)督，經(jīng)營者傾向股權(quán)融資的行為將會得到抑制，從而使得債務(wù)融資量增加。肖作平[9]采用深市上市的111家企業(yè)1994—1998年的數(shù)據(jù)作為研究樣本，研究股權(quán)集中對資本結(jié)構(gòu)的影響作用，結(jié)果顯示：由于股東偏好于使用債務(wù)來控制代理成本，股權(quán)集中度越高的企業(yè)，債務(wù)比例越高。

但也有部分學(xué)者持有不同的觀點。有學(xué)者認(rèn)為我國上市企業(yè)的控股股東普遍存在股權(quán)融資的偏好。造成此偏好的根本原因，在于“股權(quán)分置”這一特殊的制度安排?！肮蓹?quán)分置”的股權(quán)結(jié)構(gòu)使得非流通股股東的資產(chǎn)投資收益主要取決于其凈資產(chǎn)的增加，而上市企業(yè)的高溢價融資可以使每股凈值迅速增加，從而形成“財富轉(zhuǎn)移效應(yīng)”。此效應(yīng)的存在使得控股股東更傾向于股權(quán)融資[11]。我國進(jìn)行“股權(quán)分置”改革之前，大部分上市企業(yè)的控股股東是非流通的國有股和法人股股東，此類控股股東更傾向于股權(quán)再融資[12]?！肮蓹?quán)分置”改革完成之后，控股股東的股權(quán)在法律上可以正常流通。但是，由于控股股東的持股目的是為了獲取上市企業(yè)的紅利和控制權(quán)收益，這使得控股股東所持有的部分或者全部股權(quán)在本質(zhì)上仍然接近于“股權(quán)分置”改革之前的非流通股。因此，我國上市企業(yè)控股股東的股權(quán)融資偏好并未發(fā)生大的改變[13]。

基于以上分析可知，學(xué)者們在股權(quán)集中對債務(wù)融資影響的問題上并未形成統(tǒng)一的結(jié)論。就我國制造業(yè)而言，大部分企業(yè)是由國有企業(yè)改制而形成，控股股東的股權(quán)融資偏好仍然存在。因此，本研究認(rèn)為股權(quán)集中越高，控股股東的股權(quán)融資偏好越明顯，從而抑制了企業(yè)的債務(wù)融資，并提出假設(shè)2。

H2：制造業(yè)企業(yè)股權(quán)集中與債務(wù)融資負(fù)相關(guān)，即企業(yè)股權(quán)集中度越高，債務(wù)融資量越少。

（三）融資約束、股權(quán)集中與債務(wù)融資

信息不對稱理論認(rèn)為，企業(yè)經(jīng)營者較債權(quán)人和股東等外部利益相關(guān)者而言，更了解企業(yè)的真實經(jīng)營狀況。因此，企業(yè)經(jīng)營者應(yīng)該向債權(quán)人和股東等外部利益相關(guān)者傳遞可靠的企業(yè)財務(wù)信息。債權(quán)人和股東等外部利益相關(guān)者，通過企業(yè)披露的財務(wù)信息判斷企業(yè)的經(jīng)營狀況，從而做出投資決策。在眾多的財務(wù)信息中，企業(yè)財務(wù)績效信息是債權(quán)人和股東等外部利益相關(guān)者所關(guān)注的重點。債權(quán)人和股東將會根據(jù)企業(yè)財務(wù)績效指標(biāo)制定投資計劃。企業(yè)財務(wù)績效指標(biāo)越好，投資者對該企業(yè)的投資意愿就越強(qiáng)。就債務(wù)融資而言，財務(wù)績效是銀行信貸政策主要考慮的依據(jù)[14]。Menz[15]的研究認(rèn)為，銀行的信貸政策更關(guān)注企業(yè)的財務(wù)表現(xiàn)和信用評級，企業(yè)相關(guān)評分越高，就越容易得到銀行的貸款。趙紅建等[16]采用2010—2014年我國A股上市民營企業(yè)的數(shù)據(jù)，借鑒現(xiàn)金流敏感度模型，探討了民營企業(yè)緩解融資約束問題途徑的功效，結(jié)果顯示只有企業(yè)提升自身績效，才能緩解信息不對稱的問題，從而降低融資約束。

股權(quán)集中作為重要的公司治理要素，通過影響企業(yè)績效，進(jìn)而影響其融資約束程度。股權(quán)集中或控股股東的存在將會減少經(jīng)營者機(jī)會主義行為的幅度，導(dǎo)致經(jīng)營者和所有者之間的代理沖突減少，從而使“委托—代理”成本降低[17]?！拔小怼背杀镜慕档涂梢源偈蛊髽I(yè)績效提高，從而使得企業(yè)所面臨的融資約束程度降低[18]。融資約束程度則隨企業(yè)績效的提高而降低。學(xué)者們通過實證研究，證實了股權(quán)集中對融資約束的負(fù)向影響作用。蒲茜等[18]利用結(jié)構(gòu)性方程研究我國A股上市企業(yè)，證實股權(quán)集中度的提高會使委托代理問題得到緩解，從而使得信貸約束程度降低。王家庭等[19]運用隨機(jī)前沿計量分析方法，對我國上市企業(yè)展開研究，結(jié)果證實企業(yè)所面臨的融資約束程度隨著股權(quán)集中度的升高而降低。于文領(lǐng)等[20]采用2013—2017年我國房地產(chǎn)企業(yè)相關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行實證研究，同樣發(fā)現(xiàn)房地產(chǎn)企業(yè)的股權(quán)集中度與融資約束程度負(fù)相關(guān)。因此，股權(quán)集中可以促進(jìn)企業(yè)績效的提升，從而使得融資約束程度降低，進(jìn)而影響企業(yè)債務(wù)融資水平[21]。

基于以上分析，本研究認(rèn)為制造業(yè)企業(yè)在股權(quán)分散的情況下，股東對企業(yè)經(jīng)營者的監(jiān)督成本將因控制權(quán)的分散而增加，從而不利于企業(yè)績效的提升，進(jìn)而增加了融資約束的難度。股權(quán)集中更有利于控股股東加強(qiáng)對企業(yè)經(jīng)營者經(jīng)營行為的監(jiān)督，并有助于降低“委托—代理”成本，從而提高企業(yè)績效[22]。在這種情況下，融資約束將會由于企業(yè)績效的提高而緩解，進(jìn)而使得債務(wù)融資增加。因此，本研究在假設(shè)1和假設(shè)2的基礎(chǔ)上提出假設(shè)3。

H3：制造業(yè)企業(yè)股權(quán)集中將會促進(jìn)融資約束對債務(wù)融資的負(fù)相關(guān)作用，即股權(quán)集中度越高，融資約束對債務(wù)融資的負(fù)向影響作用越顯著。

三、研究設(shè)計

（一）樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本研究選取國泰安數(shù)據(jù)庫中滬深上市的2 057家制造業(yè)企業(yè)，經(jīng)整理后剔除ST、？觹ST和數(shù)據(jù)欠缺完整性的企業(yè)，最終選取1 343家制造業(yè)企業(yè)作為研究對象。數(shù)據(jù)區(qū)間為2014—2018年，以每一年為時間跨度。

（二）變量界定

1.被解釋變量

債務(wù)融資：為了全面反映企業(yè)的債務(wù)融資水平，本研究采用長期借款、短期借款、一年內(nèi)到期的非流動負(fù)債以及應(yīng)付債券之和與資產(chǎn)總額的比率作為制造業(yè)企業(yè)債務(wù)融資量的衡量指標(biāo)。

2.解釋變量

（1）企業(yè)融資約束：本文借鑒鞠曉生等[23]、張璇等[24]的研究思路，選擇SA指數(shù)的絕對值來衡量每家企業(yè)所面臨的融資約束程度（FC）。SA指數(shù)的計算公式如下：

SA Indexi，t=-0.737×SIZEi，t+0.043×（SIZEi，t）2-

0.040×AGEi，t

其中，SIZEi，t表示第i家企業(yè)第t年的總資產(chǎn)（以萬元為單位）的自然對數(shù);AGEi，t表示第i家企業(yè)第t年的上市年數(shù)。SA指數(shù)取絕對值，SA指數(shù)的絕對值越高，表示企業(yè)面臨的融資約束程度越強(qiáng);相反的，SA指數(shù)的絕對值越低，表示企業(yè)面臨的融資約束程度越弱。

（2）企業(yè)股權(quán)集中：本文根據(jù)以往學(xué)者的研究，選取企業(yè)前十大股東的股權(quán)之和作為企業(yè)股權(quán)集中度的衡量指標(biāo)。

3.控制變量

參考以往學(xué)者的研究，本文控制了總資產(chǎn)凈利潤率、每股自由現(xiàn)金流、企業(yè)年齡和資產(chǎn)有形性可能對企業(yè)債務(wù)融資產(chǎn)生的影響。

變量定義如表1所示。

（三）模型設(shè)計

模型1：企業(yè)融資約束對債務(wù)融資的影響模型

DFi，t=α0+β1FCi，t+β2ROAi，t+β3CFi，t+β4AGEi，t+

β5ATi，t+εi，t

模型2：企業(yè)股權(quán)集中度對債務(wù)融資的影響模型。

DFi，t=α0+β1SHi，t+β2ROAi，t+β3CFi，t+β4AGEi，t+

β5ATi，t+εi，t

模型3：企業(yè)融資約束與股權(quán)集中交互作用項對債務(wù)融資的影響模型。

DFi，t=α0+β1FCi，t+β2SHi，t+β3FCi，t×SHi，t+β4ROAi，t+

β5CFi，t+β6AGEi，t+β7ATi，t+εi，t

在上述公式中，DFi，t代表第i個企業(yè)第t年的債務(wù)融資量，F(xiàn)Ci，t代表第i個企業(yè)第t年的融資約束程度，SHi，t代表第i個企業(yè)第t年的股權(quán)集中度，ROAi，t代表第i個企業(yè)第t年的總資產(chǎn)凈利潤率，CFi，t代表第i個企業(yè)第t年的每股自由現(xiàn)金流，AGEi，t代表第i個企業(yè)第t年的企業(yè)年齡，ATi，t代表第i個企業(yè)第t年的資產(chǎn)有形性。α0是常數(shù)項;βj是回歸系數(shù)，j=1，2，...，7;εi，t代表第i個企業(yè)第t年的隨機(jī)誤差值。

四、實證分析

（一）描述性分析

表2為所有變量的描述性分析結(jié)果，以了解變量的特征情況。從表2中可以看出，因變量企業(yè)債務(wù)融資數(shù)值介于0.000到1.109，均值為0.167，標(biāo)準(zhǔn)誤差為0.146。這表明，盡管同是制造業(yè)企業(yè)，企業(yè)債務(wù)融資量差別依然很大。

從自變量企業(yè)融資約束來看，融資約束指標(biāo)介于0.030和4.193之間，均值為2.684，標(biāo)準(zhǔn)誤差為0.485;股權(quán)集中指標(biāo)介于0.087和1.011之間，均值為0.556，標(biāo)準(zhǔn)誤差為0.143。由此可見，制造業(yè)企業(yè)的融資約束和股權(quán)集中度都差別較大。

（二）相關(guān)性分析

本文對各自變量和控制變量之間的相關(guān)性進(jìn)行分析。分析結(jié)果顯示（表3），相關(guān)系數(shù)水平未超過0.7，并不存在共線性，每一個自變量和控制變量都可以獨立解釋因變量。

（三）豪斯曼檢驗

本研究以豪斯曼檢驗結(jié)果，作為固定效應(yīng)模型或者隨機(jī)效應(yīng)模型的選擇依據(jù)。若概率小于0.05的顯著性水平，則拒絕原假設(shè)，說明應(yīng)采用固定效應(yīng)模型;若大于0.05的顯著水平，則接受原假設(shè)，說明應(yīng)該采用隨機(jī)效應(yīng)模型。根據(jù)豪斯曼檢驗的結(jié)果（見表4），模型1—模型3的Prob.值都小于0.05，因此拒絕原假設(shè)，選擇固定效應(yīng)模型。

（四）實證分析結(jié)果

表5所示為本研究使用Stata15.0版軟件進(jìn)行面板數(shù)據(jù)分析，表5為模型1—模型3的回歸實證分析結(jié)果。

模型1判定系數(shù)（R2）為0.137，F(xiàn)統(tǒng)計值為171.540，p=0.000，在0.01的水平顯著，顯示模型解釋度良好?；貧w結(jié)果顯示，企業(yè)融資約束對企業(yè)債務(wù)融資有顯著負(fù)向影響，支持H1。

模型2判定系數(shù)（R2）為0.086，F(xiàn)統(tǒng)計值為101.750，p=0.000，在0.01的水平顯著，顯示模型解釋度良好?；貧w結(jié)果顯示，企業(yè)股權(quán)集中度對企業(yè)債務(wù)融資有顯著負(fù)向影響，支持H2。

模型3判定系數(shù)（R2）為0.175，F(xiàn)統(tǒng)計值為162.940，p=0.000，在0.01的水平顯著，顯示模型解釋度良好?；貧w結(jié)果顯示，企業(yè)融資約束對債務(wù)融資有顯著正向影響，支持H1;企業(yè)股權(quán)集中度對企業(yè)債務(wù)融資有顯著負(fù)向影響，支持H2;企業(yè)股權(quán)越集中，融資約束對債務(wù)融資的負(fù)向影響越顯著，支持H3。

（五）穩(wěn)健性檢驗

本文采用短期借款、長期借款以及應(yīng)付債券之和與資產(chǎn)總額的比率作為債務(wù)融資的衡量指標(biāo)，前五大股東持股比例之和作為股權(quán)集中的衡量指標(biāo)，對模型進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗，結(jié)果與以上回歸結(jié)果基本保持一致?；貧w結(jié)果如表6所示。這表明本文的研究結(jié)果具有穩(wěn)健性。

五、結(jié)論與建議

（一）研究結(jié)論

本研究為探究中國制造業(yè)企業(yè)融資約束與股權(quán)集中對債務(wù)融資的影響，通過對2014—2018年的企業(yè)面板數(shù)據(jù)進(jìn)行研究，獲得以下結(jié)論：（1）融資約束對企業(yè)債務(wù)融資有顯著負(fù)向影響;（2）股權(quán)集中度對企業(yè)債務(wù)融資有顯著負(fù)向影響;（3）隨著股權(quán)集中程度的升高，融資約束度對債務(wù)融資的負(fù)向影響作用會隨之增強(qiáng)。

（二）政策性建議

就制造業(yè)企業(yè)融資約束而言，實證結(jié)果顯示，融資約束對企業(yè)債務(wù)融資有顯著的負(fù)向影響。本研究認(rèn)為，這是由于企業(yè)內(nèi)外部信息不對稱，債權(quán)人不能完全掌握企業(yè)實際經(jīng)營情況，只能通過企業(yè)披露的財務(wù)信息評估企業(yè)的經(jīng)營能力和償債能力。企業(yè)的經(jīng)營能力和償債能力越強(qiáng)，其融資約束越弱，獲取外源資金的難度就越小。作為債權(quán)人的銀行等金融機(jī)構(gòu)，在向制造業(yè)企業(yè)發(fā)放貸款時，會對企業(yè)實際經(jīng)營情況進(jìn)行嚴(yán)格的評估，擇優(yōu)放貸。因此，企業(yè)融資約束程度越強(qiáng)，債務(wù)融資量越少。綜上所述，我國制造業(yè)企業(yè)應(yīng)該提升自身經(jīng)營能力和償債能力，并提高財務(wù)信息披露質(zhì)量，降低融資約束程度，從而幫助自身提高獲取債務(wù)融資的能力。

就制造業(yè)企業(yè)股權(quán)集中度而言，實證結(jié)果顯示，股權(quán)集中度對企業(yè)債務(wù)融資有顯著負(fù)向影響。本研究認(rèn)為，這是由于我國大部分制造業(yè)企業(yè)是由國有企業(yè)改制而形成，控股股東仍然存在股權(quán)融資偏好。同時，由于股權(quán)融資有助于增加企業(yè)凈資產(chǎn)，并可以減輕企業(yè)的還款壓力，作為企業(yè)實際控制者的經(jīng)營者更傾向于選擇股權(quán)融資的方式為企業(yè)籌集資金。而企業(yè)股權(quán)集中度高，有助于體現(xiàn)控股股東的治理理念。因此，在控股股東和實際經(jīng)營者都存在股權(quán)融資傾向的情況下，股權(quán)集中度越高，企業(yè)在融資決策時更偏向于股權(quán)融資，從而使得債務(wù)融資量減少。

就制造業(yè)企業(yè)股權(quán)集中對融資約束與債務(wù)融資關(guān)系的調(diào)節(jié)作用而言，實證結(jié)果顯示，股權(quán)集中程度越高，融資約束對債務(wù)融資的負(fù)向影響作用越顯著。本研究認(rèn)為，我國制造業(yè)企業(yè)股權(quán)集中使得其經(jīng)營更有效率，從而促進(jìn)了企業(yè)績效的提升，進(jìn)而降低了企業(yè)所面臨的融資約束程度。因此，股權(quán)集中度提高會使得融資約束程度降低，最終有利于企業(yè)進(jìn)行債務(wù)融資，促進(jìn)債務(wù)融資量增加。綜上所述，我國制造業(yè)企業(yè)為了在復(fù)雜多變的外部市場環(huán)境中，通過債務(wù)融資方式為自身發(fā)展籌措充足的資金，應(yīng)該保持股權(quán)集中，并不斷提升企業(yè)經(jīng)營績效，降低融資約束水平。

【參考文獻(xiàn)】

[1] 劉惠好，馮永佳.經(jīng)濟(jì)政策不確定性、信息披露與債務(wù)融資——基于債權(quán)人異質(zhì)性視角[J].經(jīng)濟(jì)經(jīng)緯，2020（1）：140-149.

[2] 盛丹，王永進(jìn).“企業(yè)間關(guān)系”是否會緩解企業(yè)的融資約束[J].世界經(jīng)濟(jì)，2014（10）：104-122.

[3] FAZZARI S M，HUBBARD R G，PETERSEN B C，et al.Financing constraints and corporate investment[J].Brooking Papers on Economic Activity，1988，1（1）：141-206.

[4] 胡海川，張心靈.公司治理與信息披露質(zhì)量的關(guān)系分析[J].統(tǒng)計與決策，2013（22）：182-185.

[5] PATRICK B，LARS N，F(xiàn)ELIX N.Financial constraints of private firms and bank lending behavior[J].Journal of Banking & Finance，2013，37（9）：3472-3485.

[6] UDICHIBARNA B，RONALD M，SERAFEIM T.Policy initiatives and firms access to external finance：evidence from a panel of emerging Asian economies[J].Journal of Corporate Finance，2019，59：162-184.

[7] 劉璐璐.債務(wù)異質(zhì)性與債務(wù)融資成本的相關(guān)性研究——基于不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的視角[J].財會通訊，2018（36）：84-88.

[8] 魯悅，劉春林，陳浩.股權(quán)融資還是債務(wù)融資——績效反饋與融資決策的關(guān)系研究[J].現(xiàn)代財經(jīng)，2019（6）：27-44.

[9] 肖作平.股權(quán)結(jié)構(gòu)對資本結(jié)構(gòu)選擇的影響——來自中國上市公司的經(jīng)驗證據(jù)[J].當(dāng)代經(jīng)濟(jì)科學(xué)，2004（1）：1-7，93.

[10] 王浩.股權(quán)結(jié)構(gòu)對股權(quán)融資和債務(wù)融資影響的對比——理論與實證分析[J].會計之友，2011（4）：19-22.

[11] 吳曉求，應(yīng)展宇.激勵機(jī)制與資本結(jié)構(gòu)：理論與中國實證[J].管理世界，2003（6）：5-14，155.

[12] 章衛(wèi)東，王喬.論我國上市公司大股東控制下的股權(quán)再融資問題[J].會計研究，2003（11）：44-46.

[13] 姚安明.大股東持股特性與股權(quán)融資偏好——對我國公司股權(quán)融資偏好的解釋[J].財會通訊，2017（4）：54-57，61，129.

[14] 黃藝翔，李遠(yuǎn)慧.社會責(zé)任信息、財務(wù)績效對銀行信貸決策的影響——基于銀行借款融資成本的視角[J].會計之友，2012（21）：29-32.

[15] MENZ K M.Corporate social responsibility：is it rewarded by the corporate bond market？ A critical note[J].Journal of Business Ethics，2010，96（1）：117-134.

[16] 趙紅建，范一博，賈鋼.慈善捐贈、企業(yè)績效與融資約束[J].經(jīng)濟(jì)問題，2016（6）：109-115.

[17] SHLEIFER A，VISHNY R W.A survey of corporate governance[J].Journal of Finance，1997，35（2）：737-783.

[18] 蒲茜，余敬文.股權(quán)集中度對企業(yè)信貸約束影響的研究——基于結(jié)構(gòu)性方程的估計[J].廣東商學(xué)院學(xué)報，2013（2）：30-39.

[19] 王家庭，趙亮.我國上市公司的融資約束及其影響因素的實證分析[J].產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟(jì)研究，2010（3）：77-84.

[20] 于文領(lǐng)，張力派，王靜靜.股權(quán)集中度、股權(quán)制衡度與融資約束——來自2013—2017年中國房地產(chǎn)業(yè)102家上市公司的經(jīng)驗證據(jù)[J].河北經(jīng)貿(mào)大學(xué)學(xué)報，2020，40（3）：46-54.

[21] 徐煒，胡道勇.股權(quán)結(jié)構(gòu)與公司績效——相對托賓Q視角下的實證研究[J].南京師范大學(xué)學(xué)報（社會科學(xué)版），2006（1）：59-64.

[22] 陳小悅，徐曉東.股權(quán)結(jié)構(gòu)、企業(yè)績效與投資者利益保護(hù)[J].經(jīng)濟(jì)研究，2001（11）：3-11，94.

[23] 鞠曉生，盧荻，虞義華.融資約束、營運資本管理與企業(yè)創(chuàng)新可持續(xù)性[J].經(jīng)濟(jì)研究，2013（1）：4-16.

[24] 張璇，李子健，李春濤.銀行業(yè)競爭、融資約束與企業(yè)創(chuàng)新[J].金融研究，2019（10）：98-115.