陳宏豐

摘要：本文基于優(yōu)序融資、代理理論等理論，通過(guò)對(duì)2013-2019年 A股上市公司面板數(shù)據(jù)模型實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)：融資約束負(fù)向影響企業(yè)的盈余持續(xù)性，財(cái)務(wù)柔性對(duì)二者關(guān)系具有倒 U 型區(qū)間調(diào)節(jié)效應(yīng);上述關(guān)系中財(cái)務(wù)柔性的邊際調(diào)節(jié)效應(yīng)在融資約束程度高的上市公司中更加顯著;公司治理因素靶向抑制了融資約束對(duì)盈余持續(xù)性的負(fù)向效應(yīng);公司治理與財(cái)務(wù)柔性兩者之間相互強(qiáng)化賦能，對(duì)融資約束效應(yīng)具有協(xié)同治理表現(xiàn)。企業(yè)應(yīng)綜合優(yōu)化使用公司治理和財(cái)務(wù)柔性兩方面融資約束治理工具，以期提升盈余持續(xù)性。

關(guān)鍵詞：融資約束;盈余持續(xù)性;財(cái)務(wù)柔性;公司治理

中圖分類號(hào)：F275.1???? 文獻(xiàn)標(biāo)志碼：A文章編號(hào)：1672-626X（2022）01-0093-12

一、引言

融資是企業(yè)經(jīng)營(yíng)運(yùn)轉(zhuǎn)的第一環(huán)節(jié)，對(duì)企業(yè)持續(xù)經(jīng)營(yíng)要素具有牽一發(fā)而動(dòng)全身的作用力。隨著我國(guó)證券等金融市場(chǎng)的發(fā)展，企業(yè)的融資環(huán)境和渠道不斷改善，但融資難、融資貴等融資約束情況依然是我國(guó)企業(yè)普遍面對(duì)的突出問(wèn)題[1]。已有研究分析證明了融資約束在企業(yè)經(jīng)營(yíng)活動(dòng)、業(yè)績(jī)等方面的負(fù)向效應(yīng)[2]，而作為外界投資者進(jìn)行投資決策時(shí)的重要參考指標(biāo)，盈余持續(xù)性尚未納入融資約束經(jīng)濟(jì)后果研究框架。委托代理以及信息不對(duì)稱問(wèn)題被廣泛認(rèn)為是企業(yè)產(chǎn)生融資約束的根本原因[3]，而公司治理作為一套解決現(xiàn)代代理問(wèn)題的制度安排[4～5]，天然與融資約束問(wèn)題存在邏輯關(guān)聯(lián)。在不確定環(huán)境和融資約束背景下，財(cái)務(wù)柔性作為企業(yè)一種現(xiàn)金流調(diào)整能力逐漸受到理論研究和實(shí)務(wù)操作的關(guān)注和思考[6～7]。財(cái)務(wù)柔性的核心價(jià)值是預(yù)留了企業(yè)應(yīng)對(duì)未來(lái)不可預(yù)見的投融資需求的選擇權(quán)，對(duì)融資約束具有一定治理效能，以往研究大多肯定財(cái)務(wù)柔性的“正效益”[8]，也有一些研究在分析中指出企業(yè)儲(chǔ)備財(cái)務(wù)柔性帶來(lái)的不可忽視的“負(fù)效益”[9]。本文基于正、負(fù)效益的全面分析，論證財(cái)務(wù)柔性對(duì)融資約束經(jīng)濟(jì)后果的調(diào)節(jié)效應(yīng)以及不同情境下的差異表現(xiàn)。另外，公司治理與財(cái)務(wù)柔性作為融資約束兩大治理工具，有無(wú)治理關(guān)聯(lián)是本文要論證的重要問(wèn)題。

基于以上思考，本文行文框架如下：首先，理論分析與提出研究假設(shè)。從融資約束經(jīng)濟(jì)后果和盈余持續(xù)性影響因素層面分析融資約束對(duì)盈余持續(xù)性的影響效應(yīng)，并基于財(cái)務(wù)柔性的正、負(fù)效益屬性分析提出財(cái)務(wù)柔性對(duì)二者關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)假設(shè);探討并提出不同融資約束程度下，財(cái)務(wù)柔性對(duì)二者關(guān)系的差異調(diào)節(jié)效應(yīng)設(shè)想;通過(guò)邏輯分析，梳理推導(dǎo)出公司治理因素對(duì)融資約束治理效應(yīng)假設(shè);基于公司治理與財(cái)務(wù)柔性研究的相關(guān)理論，提出公司治理與財(cái)務(wù)柔性對(duì)融資約束效應(yīng)的協(xié)同治理假設(shè)。其次，進(jìn)行研究設(shè)計(jì)。使用 A 股2013-2019年連續(xù)七個(gè)年度全部的上市公司數(shù)據(jù)，利用二元Logistic 回歸模型計(jì)量樣本公司融資約束數(shù)值，對(duì)財(cái)務(wù)柔性、公司治理變量進(jìn)行因子分析指數(shù)編制，并借鑒已有研究建立盈余持續(xù)性一階自回歸模型。再次，對(duì)樣本整體、分組以及漸進(jìn)式加入相關(guān)交乘項(xiàng)的模型進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，分析實(shí)證結(jié)果并做穩(wěn)健性檢驗(yàn)。最后，得出結(jié)論并提出建議。本文的理論貢獻(xiàn)主要有以下兩點(diǎn)：一是以融資約束與盈余持續(xù)性關(guān)系為框架，分析論證了基于雙面效益屬性下的財(cái)務(wù)柔性調(diào)節(jié)效應(yīng)以及不同情景下的效應(yīng)差異，為正確理解財(cái)務(wù)柔性調(diào)控價(jià)值和優(yōu)化應(yīng)用提供了引導(dǎo);二是創(chuàng)新性地論證了公司治理與財(cái)務(wù)柔性在同一框架下的雙向協(xié)同關(guān)系，拓展了上市公司融資約束治理思路，為治理工具的聯(lián)合使用提供了經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。

二、理論分析與研究假設(shè)

（一）融資約束對(duì)盈余持續(xù)性影響方式及財(cái)務(wù)柔性的調(diào)節(jié)效應(yīng)

融資約束是指企業(yè)獲得外部融資的難易程度[10]。優(yōu)序融資理論[11]認(rèn)為在市場(chǎng)不完備情況下，外源融資成本較高，而內(nèi)部現(xiàn)金流又不充足，企業(yè)無(wú)法募集到資本成本可承受的資金而不得不放棄NPV 大于零的投資項(xiàng)目時(shí)，便會(huì)陷入融資約束困境。經(jīng)典融資約束理論認(rèn)為，融資約束程度的提高會(huì)導(dǎo)致企業(yè)投資決策偏離其最優(yōu)選擇，降低企業(yè)的投資效率，進(jìn)而抑制企業(yè)的持續(xù)發(fā)展[12]。Dechow等（2010）認(rèn)為企業(yè)盈余質(zhì)量的替代變量（如盈余持續(xù)性）應(yīng)以權(quán)責(zé)發(fā)生制下計(jì)算的報(bào)告盈余為基礎(chǔ)[13]，而報(bào)告盈余是基本盈余（Fundamen?tal Earnings）和會(huì)計(jì)信息系統(tǒng)對(duì)基本盈余的核算誤差（Error Generated by Accounting Information System）兩者組成，報(bào)告盈余可表達(dá)為：報(bào)告盈余=f（X）+會(huì)計(jì)信息系統(tǒng)誤差（E）?；居鄁（X）表示生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)變量X 的函數(shù)，是企業(yè)持續(xù)經(jīng)營(yíng)期間的利潤(rùn)期望值，其受到外部環(huán)境、公司戰(zhàn)略、營(yíng)業(yè)周期、投融資效率、管理層行為等事項(xiàng)的影響，誤差項(xiàng)（E）表示會(huì)計(jì)信息系統(tǒng)（AIS）衡量f（X）過(guò)程的可及性，兩者交互影響。該模型提供了盈余持續(xù)性動(dòng)因分析的基本范式。Lev（1983）認(rèn)為盈余持續(xù)性與經(jīng)營(yíng)不確定性相關(guān)聯(lián)[14]。融資約束本質(zhì)是不充足、不穩(wěn)定的資金供給，導(dǎo)致企業(yè)經(jīng)營(yíng)運(yùn)轉(zhuǎn)的后續(xù)環(huán)節(jié)如投資、生產(chǎn)、營(yíng)銷、分配等基本活動(dòng)的掣肘，以及研發(fā)、創(chuàng)新等戰(zhàn)略活動(dòng)的缺位，整體負(fù)向影響企業(yè)經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)和可持續(xù)發(fā)展。

為減少融資約束帶來(lái)的經(jīng)營(yíng)風(fēng)險(xiǎn)和財(cái)務(wù)波動(dòng)，財(cái)務(wù)柔性因具有融資期權(quán)屬性而產(chǎn)生一定融資約束治理價(jià)值，因而受到重視。企業(yè)一般通過(guò)3種方式獲取財(cái)務(wù)柔性，即超額持有現(xiàn)金、保持較低負(fù)債以及預(yù)留股權(quán)融資空間。通過(guò)超額持有現(xiàn)金可以避免陷入內(nèi)部資金不足、外部融資成本過(guò)高的融資困境，同時(shí)較多的現(xiàn)金持有還能幫助企業(yè)更好應(yīng)對(duì)經(jīng)濟(jì)下行周期等風(fēng)險(xiǎn)。杠桿水平較低使得企業(yè)擁有進(jìn)一步負(fù)債融資的優(yōu)勢(shì)和潛力，可以保持低于預(yù)期水平的負(fù)債以在不確定時(shí)獲得債務(wù)資金支持。此外，股利發(fā)放也影響企業(yè)財(cái)務(wù)柔性，企業(yè)可以通過(guò)較多支付股利或股票回購(gòu)以向市場(chǎng)傳遞積極信號(hào)獲得未來(lái)股權(quán)再融資。因此，企業(yè)通過(guò)前期儲(chǔ)備財(cái)務(wù)柔性可在未來(lái)不確定環(huán)境下提升融資和投資能力，調(diào)動(dòng)更多資源應(yīng)對(duì)內(nèi)外部風(fēng)險(xiǎn)，發(fā)揮緩解融資約束進(jìn)而穩(wěn)健經(jīng)營(yíng)的“正效益”價(jià)值。但儲(chǔ)備財(cái)務(wù)柔性是否存在負(fù)效益的產(chǎn)生和累積呢？就現(xiàn)金持有而言，超額現(xiàn)金持有會(huì)導(dǎo)致機(jī)會(huì)成本遞增，同時(shí)可能會(huì)引發(fā)管理層非謹(jǐn)慎性樂觀而濫用現(xiàn)金導(dǎo)致過(guò)度投資等委托代理問(wèn)題。Faulkender和Wang（2006）基于超額股票回購(gòu)的實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)現(xiàn)金持有價(jià)值具有先升后降的區(qū)間效應(yīng)[15]。就負(fù)債水平效應(yīng)而言，過(guò)度負(fù)債導(dǎo)致投資不足和過(guò)度投資[16]。但是，過(guò)低負(fù)債則會(huì)降低利息抵稅效益并減少負(fù)債經(jīng)營(yíng)對(duì)企業(yè)監(jiān)督治理效應(yīng)，同樣推升了代理問(wèn)題。另外，過(guò)多支付現(xiàn)金股利和進(jìn)行股票回購(gòu)不僅反噬了現(xiàn)金柔性，而且已有研究發(fā)現(xiàn)在半強(qiáng)制分紅政策下過(guò)高的現(xiàn)金分紅比例要求對(duì)上市公司再融資造成顯著的負(fù)向影響[17]。Gupta（1993）認(rèn)為，根據(jù)柔性的經(jīng)濟(jì)性原理，柔性具有邊際節(jié)約額遞減和邊際費(fèi)用遞增原理[18]。因此，本文認(rèn)為財(cái)務(wù)柔性具有一定融資約束治理效益，但過(guò)低或過(guò)高的財(cái)務(wù)柔性都不利于企業(yè)的穩(wěn)健發(fā)展。正效益大于負(fù)效益之前，財(cái)務(wù)柔性正向調(diào)節(jié)融資約束經(jīng)濟(jì)后果;正效益小于負(fù)效益之后，財(cái)務(wù)柔性負(fù)向調(diào)節(jié)融資約束經(jīng)濟(jì)后果。綜上，提出本文研究假設(shè)1：

H1：融資約束負(fù)向影響企業(yè)盈余持續(xù)性，財(cái)務(wù)柔性對(duì)二者關(guān)系具有倒U型區(qū)間調(diào)節(jié)效應(yīng)。

（二）不同融資約束程度下財(cái)務(wù)柔性的融資約束經(jīng)濟(jì)后果調(diào)節(jié)差異

在企業(yè)發(fā)展的各個(gè)階段，其自身經(jīng)營(yíng)特點(diǎn)、投融資戰(zhàn)略、盈利能力、現(xiàn)金流、資本結(jié)構(gòu)都存在明顯差異，各類代理問(wèn)題以及嚴(yán)重程度也存在顯著差異[19]，所面臨的資金需求量亦不同，單位資金效用和資金價(jià)值空間存在顯著差異。所以，不同行業(yè)與性質(zhì)的企業(yè)面臨的融資約束程度不同，企業(yè)財(cái)務(wù)柔性的邊際效益也會(huì)受到融資約束程度的影響。具體而言，相比低融資約束企業(yè)，財(cái)務(wù)柔性對(duì)于高融資約束企業(yè)來(lái)說(shuō)更為必要，提前儲(chǔ)備的財(cái)務(wù)柔性在應(yīng)對(duì)不利沖擊與有利投資機(jī)會(huì)時(shí)能發(fā)揮更大的正向邊際作用，同時(shí)也擴(kuò)充了企業(yè)財(cái)務(wù)柔性對(duì)融資約束緩沖效應(yīng)等正效益發(fā)揮的空間。另外，當(dāng)企業(yè)面臨較大的融資約束時(shí)，企業(yè)獲取外部資金能力較弱，因而企業(yè)的管理者在制定企業(yè)戰(zhàn)略規(guī)劃與投資決策時(shí)會(huì)顯得比較慎重，利用財(cái)務(wù)柔性資源穩(wěn)健經(jīng)營(yíng)，對(duì)于代理問(wèn)題嚴(yán)重的高融資約束企業(yè)來(lái)說(shuō)，一旦過(guò)量?jī)?chǔ)備財(cái)務(wù)柔性不僅降低了創(chuàng)造價(jià)值投資的機(jī)會(huì)，增加了進(jìn)行非效率投資的動(dòng)機(jī)，更有可能造成資源浪費(fèi)和價(jià)值侵蝕[9]。所以，高融資約束的情況下，達(dá)到最優(yōu)點(diǎn)之后，超額儲(chǔ)備財(cái)務(wù)柔性會(huì)造成嚴(yán)重投資不足，易疊加形成更大的代理效應(yīng)等負(fù)效益，加速助推融資約束對(duì)于盈余持續(xù)性的邊際負(fù)向效應(yīng)。綜上，提出本文研究假設(shè)2：

H2：相比低融資約束企業(yè)，高融資約束企業(yè)財(cái)務(wù)柔性對(duì)融資約束與盈余持續(xù)性關(guān)系區(qū)間調(diào)節(jié)邊際效應(yīng)更顯著。

（三）公司治理對(duì)融資約束盈余效應(yīng)的靶向抑制作用

針對(duì)融資約束對(duì)企業(yè)盈余的負(fù)面影響，現(xiàn)有研究也從企業(yè)內(nèi)部建設(shè)和外部環(huán)境角度提出了紓解該問(wèn)題的系列路徑。一方面，企業(yè)可通過(guò)改善自身經(jīng)營(yíng)來(lái)提升流動(dòng)性質(zhì)量，如通過(guò)增加利潤(rùn)實(shí)現(xiàn)內(nèi)源融資，或者通過(guò)提升內(nèi)部現(xiàn)金持有、營(yíng)銷能力等增強(qiáng)投資可得性[3]，通過(guò)提升聲譽(yù)改善企業(yè)的借款能力，降低借貸成本。另一方面，優(yōu)化外部融資環(huán)境也能夠間接緩解融資約束對(duì)投資的負(fù)面影響，對(duì)金融體系、資本市場(chǎng)、貨幣政策等進(jìn)行優(yōu)化和完善。從本質(zhì)上來(lái)說(shuō)，委托代理及其衍生的信息不對(duì)稱問(wèn)題是企業(yè)產(chǎn)生融資約束的根本原因，同時(shí)亦是公司治理作為一套解決現(xiàn)代企業(yè)代理問(wèn)題的制度安排發(fā)揮紓解融資約束效應(yīng)的重要靶點(diǎn)。公司治理優(yōu)化應(yīng)被視為融資約束治理的根本性方案之一。較高的治理水平確實(shí)有利于提高融資有效性，作用路徑包括降低信息不對(duì)稱、節(jié)約監(jiān)督成本等，投資者愿為治理良好的公司付出超額溢價(jià)，抑制企業(yè)融資約束[20]。 Cheng等（2006）對(duì)上市公司數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，研究表明提高股東權(quán)利地位、增加董事會(huì)的有效性（如強(qiáng)化獨(dú)立董事的作用）、增加財(cái)務(wù)信息披露數(shù)量，可降低公司股權(quán)融資成本[21]。胡援成和盧凌（2019）研究表明當(dāng)上市公司前十大股東中有持股比例超過(guò)1%的機(jī)構(gòu)投資者參與公司經(jīng)營(yíng)管理決策時(shí)，除智力支持外還可通過(guò)解決信息不對(duì)稱和代理沖突問(wèn)題緩解企業(yè)融資約束，并減少因預(yù)防動(dòng)機(jī)而超額持有現(xiàn)金以釋放收益能力[22]。優(yōu)化公司治理可以通過(guò)提升核心競(jìng)爭(zhēng)力，改善企業(yè)經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)并增加內(nèi)部現(xiàn)金供給，降低企業(yè)破產(chǎn)風(fēng)險(xiǎn)。市場(chǎng)中整體上升的公司治理水平亦能夠從下至上促進(jìn)國(guó)家資本市場(chǎng)發(fā)展，進(jìn)一步増加投資者信息獲取量，增強(qiáng)企業(yè)權(quán)益融資信心。李維安等（2019）研究表明綠色治理實(shí)現(xiàn)了更加可持續(xù)和均衡的不同利益主體間的利益分配，通過(guò)信息披露向外界傳達(dá)了公司治理的積極信號(hào)，雖然不能帶來(lái)短期利潤(rùn)，但治理水平高的公司獲得了更寬松的融資約束環(huán)境、更低的發(fā)展風(fēng)險(xiǎn)水平以及更持久的盈余回報(bào)[23]。綜上，提出本文研究假設(shè)3：

H3：公司治理因素靶向抑制了融資約束對(duì)盈余持續(xù)性的負(fù)向效應(yīng)。

（四）公司治理與財(cái)務(wù)柔性對(duì)融資約束效應(yīng)的關(guān)聯(lián)治理

Jensen 和Meckling（1976）提出了代理成本問(wèn)題，并展開研究了代理成本問(wèn)題對(duì)公司財(cái)務(wù)影響[24]。一方面，為了降低代理成本緩解管理者的道德風(fēng)險(xiǎn)和逆向選擇問(wèn)題，一系列公司治理機(jī)制逐漸建立并完善起來(lái)。另一方面，公司財(cái)務(wù)行為本身也會(huì)影響或決定公司治理結(jié)構(gòu)。公司治理與公司財(cái)務(wù)及財(cái)務(wù)行為存在邏輯關(guān)聯(lián)。皮毅（2004）利用多元回歸模型論證了公司治理、資本結(jié)構(gòu)和公司價(jià)值間的內(nèi)在關(guān)聯(lián)：完善的公司治理結(jié)構(gòu)和治理機(jī)制是實(shí)現(xiàn)最優(yōu)資本結(jié)構(gòu)的前提條件，資本結(jié)構(gòu)是實(shí)現(xiàn)公司有效治理的重要手段，而且這二者均會(huì)提升公司價(jià)值[25]。財(cái)務(wù)柔性是調(diào)整現(xiàn)金流流入流出時(shí)間及分布的資本結(jié)構(gòu)重塑行為，有效的資金管理需要以有效的公司治理為基礎(chǔ)。就公司治理對(duì)財(cái)務(wù)柔性具體影響效應(yīng)而言，高水平公司治理結(jié)構(gòu)對(duì)內(nèi)通過(guò)有效的監(jiān)督與激勵(lì)制度[26]，對(duì)外通過(guò)高質(zhì)量自愿信息披露傳遞積極信號(hào)，共同強(qiáng)力弱化代理問(wèn)題，降低融資資本成本[27]，因此在現(xiàn)金價(jià)值、資金籌集、投資決策和運(yùn)營(yíng)效率方面更為有效，從而助力財(cái)務(wù)柔性更好應(yīng)對(duì)不確定再融資需求，并提升資金使用效率以及防范風(fēng)險(xiǎn)。公司治理水平的提升進(jìn)一步增強(qiáng)財(cái)務(wù)柔性緩解融資約束導(dǎo)致的發(fā)展受限，并減弱過(guò)度儲(chǔ)備財(cái)務(wù)柔性引起的過(guò)度投資傾向進(jìn)而抑制資金錯(cuò)配導(dǎo)致的衍生性融資約束。因此，優(yōu)化公司治理生態(tài)體系，能夠提升財(cái)務(wù)柔性正效益的釋放效度，并有效抑制財(cái)務(wù)柔性濫用等引起的負(fù)效益。財(cái)務(wù)柔性又對(duì)公司治理機(jī)制產(chǎn)生了怎樣的影響呢？首先就現(xiàn)金持有而言，現(xiàn)金價(jià)值在于交易、預(yù)防收益和機(jī)會(huì)、代理成本的平衡。一些研究發(fā)現(xiàn)持有較多的現(xiàn)金將有利于在競(jìng)爭(zhēng)環(huán)境中搶占現(xiàn)金持有較少的競(jìng)爭(zhēng)對(duì)手的市場(chǎng)份額，增加未來(lái)產(chǎn)品市場(chǎng)業(yè)績(jī)[28]?，F(xiàn)金儲(chǔ)備適度的財(cái)務(wù)柔性有助于改善要素競(jìng)爭(zhēng)市場(chǎng)、產(chǎn)品競(jìng)爭(zhēng)市場(chǎng)等公司外部治理環(huán)境。其次，一些研究肯定了負(fù)債對(duì)管理層具有一定的約束和監(jiān)督效應(yīng)，提升了公司治理水平[29]，同時(shí)亦有研究論證了過(guò)度負(fù)債沒有發(fā)揮治理作用，反而導(dǎo)致內(nèi)部治理效力低下[16]。適度而非過(guò)度水平的負(fù)債對(duì)公司治理具有一定積極效應(yīng)。另外，公司通過(guò)分派現(xiàn)金股利一是減少了管理層利用公司資源謀取私利的機(jī)會(huì)，減少代理問(wèn)題;二是當(dāng)公司未來(lái)有投資機(jī)會(huì)時(shí)，需要通過(guò)市場(chǎng)再進(jìn)行融資，從而給外部投資者提供更多監(jiān)督管理者行為的機(jī)會(huì)。因此，股利政策在一定程度上影響公司治理結(jié)構(gòu)和治理效率[30]。此外，有效的公司財(cái)務(wù)行為將提升公司業(yè)績(jī)，并通過(guò)會(huì)計(jì)報(bào)告等途徑將有利信息傳遞至資本市場(chǎng)，并反應(yīng)至股價(jià)，進(jìn)一步直接影響公司融資決策以及投資者反應(yīng)，從而影響公司股權(quán)結(jié)構(gòu)和治理結(jié)構(gòu)。因此，公司治理強(qiáng)化和激發(fā)了財(cái)務(wù)柔性正效益更大效度的發(fā)揮，并積極抑制了負(fù)效益的產(chǎn)生。同時(shí)，公司財(cái)務(wù)柔性通過(guò)各種要素渠道影響公司治理結(jié)構(gòu)和效率，適度儲(chǔ)備財(cái)務(wù)柔性優(yōu)化了公司治理效能。綜上，提出本文研究假設(shè)4：

H4：公司治理與財(cái)務(wù)柔性兩者之間相互強(qiáng)化效能，對(duì)融資約束效應(yīng)具有協(xié)同治理表現(xiàn)。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）樣本選擇與數(shù)據(jù)來(lái)源

選取2013-2019年全部A股上市公司作為研究樣本，并進(jìn)行以下篩選和處理。篩選程序：（1）以2013年為基期，剔除不能在樣本會(huì)計(jì)期間連續(xù)取得數(shù)據(jù)的樣本。（2）剔除在樣本會(huì)計(jì)期間觀測(cè)值缺失的樣本。（3）進(jìn)行Winsorize縮尾處理（1%）。通過(guò)以上篩選，最終確定950個(gè)樣本公司。公司數(shù)據(jù)來(lái)自 CSMAR、Wind數(shù)據(jù)庫(kù)和上市公司年報(bào)。本文使用SPSS17.0和EVIEWS8.0進(jìn)行數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)分析。

（二）融資約束的度量

融資約束度量采用張金鑫和王逸（2013）的研究方法[31]。首先，以企業(yè)規(guī)模（Size）作為樣本公司預(yù)分組變量，并降序排列。將排在前33%的樣本公司定義為高融資約束組，用FC=1表示;將排列在后33%的樣本公司定義為低融資約束組，用FC=0表示。其次，選取資產(chǎn)負(fù)債率（Deb）、股利支付率（Div）、市值與賬面價(jià)值比值（MB）、凈營(yíng)運(yùn)資產(chǎn)與總資產(chǎn)的比率（NWC/TA）、息稅前利潤(rùn)與總資產(chǎn)的比率（EBIT/TA）五個(gè)變量，構(gòu)建 Logistic 模型。最后，進(jìn)行二元Logistic模型邏輯回歸，依據(jù)回歸系數(shù)構(gòu)建融資約束指數(shù)，且該指數(shù)數(shù)值越大，說(shuō)明所受融資約束程度越高。模型（1）如下：

其中，ZFCi，t=α0+ α1Debi，t +α2Divi，t +α3MBi，t +α4（NWCi，t /TAi，t）+α5（EBITi，t /TAi，t）。

（三）盈余持續(xù)性的度量

盈余持續(xù)性是企業(yè)當(dāng)期盈余持續(xù)到下一期的程度。盈余持續(xù)性表達(dá)式中對(duì)于會(huì)計(jì)盈余的度量，主要使用主營(yíng)業(yè)務(wù)利潤(rùn)率（CROA）、營(yíng)業(yè)利潤(rùn)率（OPM）、資產(chǎn)利潤(rùn)率（ROA）或者凈經(jīng)營(yíng)資產(chǎn)利潤(rùn)率（RNOA）等指標(biāo)[32]。本文使用CROA計(jì)量會(huì)計(jì)盈余，并選擇ROA參與盈余持續(xù)性的重新計(jì)量進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

（四）公司治理的度量

公司治理特征用董事會(huì)、監(jiān)事會(huì)和股權(quán)三個(gè)方面來(lái)度量[33]。其中，董事會(huì)特征包括董事會(huì)人數(shù)（NBoard）和獨(dú)立董事在董事會(huì)中所占比例（Ind）;監(jiān)事會(huì)特征主要是監(jiān)事會(huì)人數(shù)（NMonitor）;股權(quán)特征包括股權(quán)集中度——第一位大股東持股比例的平方（H1）和管理層持股比例（SOE）。本文根據(jù)上述基礎(chǔ)指標(biāo)運(yùn)用因子分析方式編制公司治理指數(shù)作為公司治理變量的量化。

以2013年為例，根據(jù)因子得分?jǐn)?shù)學(xué)模型：Ci =αi1X1+ αi2X2+…+ αinXn，其中αin 為旋轉(zhuǎn)后因子得分系數(shù)，Xn為原始變量，以及成份得分系數(shù)矩陣得到主因子表達(dá)式。將各主因子權(quán)重系數(shù)帶入到下面的指數(shù)編制表達(dá)式中，即得到2013年度各樣本公司的公司治理指數(shù)C：C =0.39C1+0.325C2+ 0.285C3。

同樣，進(jìn)行剩余各年份公司治理指標(biāo)的因子分析，均適用因子分析并同理進(jìn)行指數(shù)編制。

（五）財(cái)務(wù)柔性的度量

本文從現(xiàn)金柔性、負(fù)債柔性與權(quán)益柔性三個(gè)財(cái)務(wù)柔性獲取來(lái)源共選取11個(gè)基礎(chǔ)指標(biāo)作為計(jì)量體系[34]，同樣采取因子分析方法，編制財(cái)務(wù)柔性指數(shù)F反映樣本公司財(cái)務(wù)柔性大小。

同上方法，并以2013年為例，編制得到各樣本公司的財(cái)務(wù)柔性指數(shù)表達(dá)式為：F =0.366F1+ 0.285F2+ 0.209F3+ 0.14F4。

（六）融資約束對(duì)盈余持續(xù)性的影響及財(cái)務(wù)柔性調(diào)節(jié)效應(yīng)研究

使用線性一階自回歸模型估計(jì)盈余持續(xù)性已成為國(guó)際上衡量盈余持續(xù)性的主要方法[35～36]。借鑒上述研究的模型變量表達(dá)方式，構(gòu)造下述回歸模型（2）、（3）、（4）對(duì)H1、H2進(jìn)行檢驗(yàn)：

Croai，t+1=β0+β1Croai，t +β2ZFCi，t +β3ZFCi，t × Croai，t +β4CGi，t +β5Sizei，t +β6NATi，t +β7Grow thi，t+ ndi，t+∑Yeari，t+εi，t

Croai，t+1=β0+β1Croai，t +β2ZFCi，t +β3ZFCi，t × Croai，t +β4FFi，t × ZFCi，t × Croai，t +β5CGi，t +β6Sizei，t +β7NATi，t +β8Grow thi，t+ ndi，t+∑Yeari，t+εi，t

Croai，t+1=β0+β1Croai，t +β2ZFCi，t +β3ZFCi，t × Croai，t +β4FFi，t × ZFCi，t × Croai，t +

β5FFi，t2×ZFCi，t × Croai，t +β6CGi，t +β7Sizei，t +β8NATi，t +β9Grow thi，t+ ndi，t+∑Yeari，t+εi，t模型中具體變量含義見表1。

為驗(yàn)證H1，在構(gòu)建計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)模型前，采用F值檢驗(yàn)和Hausman檢驗(yàn)來(lái)確定最佳模型方式。根據(jù)表2列示結(jié)果分析，樣本總體檢驗(yàn)的模型（2）應(yīng)采用個(gè)體固定效應(yīng)模型，模型（3）和（4）經(jīng)檢驗(yàn)同樣采用個(gè)體固定效應(yīng)模型。分組后H2經(jīng)檢驗(yàn)估計(jì)依然采用個(gè)體固定效應(yīng)模型檢驗(yàn)方式。

（七）公司治理對(duì)融資約束效應(yīng)的治理作用研究

為了驗(yàn)證H3，本文參考借鑒張悅玫等（2017）[1]研究方法在模型（2）基礎(chǔ)上加入公司治理與融資約束和本期盈余的交乘項(xiàng)構(gòu)建模型（5）進(jìn)行檢驗(yàn)， 具體變量含義見表1。

（八）公司治理與財(cái)務(wù)柔性對(duì)融資約束效應(yīng)的協(xié)同治理作用研究

為了驗(yàn)證H4，本文參考借鑒毛志宏和金龍（2016）[37]檢驗(yàn)變量協(xié)同效應(yīng)方法，在模型（4）和（5）基礎(chǔ)上同時(shí)融合加入財(cái)務(wù)柔性和公司治理兩個(gè)因素的相關(guān)交乘項(xiàng)構(gòu)建模型（6）和（7）進(jìn)行檢驗(yàn)。

四、實(shí)證分析

（一）融資約束對(duì)盈余持續(xù)性影響及財(cái)務(wù)柔性調(diào)節(jié)效果分析

1.樣本總體描述性統(tǒng)計(jì)分析

從表3樣本總體描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果看出，樣本公司本期和下期主營(yíng)業(yè)務(wù)盈余均值分別是0.0405和0.0373，均低于5%，反映出我國(guó)上市公司整體資產(chǎn)的主營(yíng)業(yè)務(wù)利潤(rùn)率較低，資產(chǎn)獲利能力和發(fā)展能力尚待加強(qiáng)。融資約束水平ZFC 的均值為0.4582，中位數(shù)為2.9454，標(biāo)準(zhǔn)差為3.1232，說(shuō)明我國(guó)企業(yè)普遍存在著融資約束，且不同企業(yè)之間融資約束水平存在相對(duì)較大差距。公司治理指數(shù)CG均值為0.9208，中位數(shù)為1.3567，標(biāo)準(zhǔn)差為 1.1187，說(shuō)明我國(guó)上市公司治理水平整體不高，不同公司之間也存在著一定差異。從財(cái)務(wù)柔性水平指數(shù) FF均值、中位數(shù)來(lái)看，我國(guó)企業(yè)儲(chǔ)備財(cái)務(wù)柔性水平整體較低。

在將樣本總體分為高融資約束公司組和低融資約束公司組后，進(jìn)行組別間描述性統(tǒng)計(jì)對(duì)比分析。從表3可以看出，高融資約束公司組比低融資約束公司組在ZFC、NAT、Growth等變量的均值和中位數(shù)指標(biāo)上相對(duì)較大，但ZFC和Growth標(biāo)準(zhǔn)差相對(duì)較小，在Croai，t、CG、FF和Size等變量的均值和中位數(shù)指標(biāo)上相對(duì)較小，CG 標(biāo)準(zhǔn)差較大，反映了高融資約束公司在資產(chǎn)運(yùn)營(yíng)能力和成長(zhǎng)性方面更具優(yōu)勢(shì)，但是盈利能力、公司治理水平相對(duì)較低，企業(yè)規(guī)模較小且公司治理水平差別相對(duì)較大，儲(chǔ)備財(cái)務(wù)柔性尚未得到充分重視。

2.回歸結(jié)果分析

表4是樣本總體的模型回歸結(jié)果。可以看出，模型（2）自變量Croai，t 系數(shù)β1為0.8754，參數(shù)估計(jì)在5%的顯著性水平下顯著。ZFC系數(shù)β2為-0.0620，參數(shù)估計(jì)在1%的顯著性水平下顯著。ZFCi，t ×Croai，t交乘項(xiàng)系數(shù)β3為-0.3215，參數(shù)估計(jì)在10%的顯著性水平下顯著。另外，R-sq 為0.6200，說(shuō)明上述自變量與因變量Croai，t+1擬合度較好;Prob（F-statistic）為0，構(gòu)建模型通過(guò)了F檢驗(yàn)（方差齊性檢驗(yàn)），說(shuō)明回歸方程有顯著意義。D- W值為2.2783，接近2，表明模型變量之間不存在顯著自相關(guān)問(wèn)題。所以從這個(gè)線性模型回歸結(jié)果來(lái)看，下期主營(yíng)業(yè)務(wù)盈余與融資約束和本期主營(yíng)業(yè)務(wù)盈余交乘項(xiàng)存在顯著線性函數(shù)關(guān)系，且ZFCi，t ×Croai，t 系數(shù)為負(fù)，這表明融資約束對(duì)企業(yè)盈余持續(xù)性產(chǎn)生負(fù)向影響效應(yīng)成立。

為了檢驗(yàn)H1中財(cái)務(wù)柔性對(duì)二者關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)，我們使用加入財(cái)務(wù)柔性相關(guān)線性交乘項(xiàng)模型（3）進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果顯示FF×ZFCi，t ×Croai，t項(xiàng)系數(shù)為正，但未通過(guò)顯著性檢驗(yàn)（Prob為13.39%），說(shuō)明財(cái)務(wù)柔性對(duì)二者關(guān)系是非線性調(diào)節(jié)。我們?cè)谀Ｐ停?）基礎(chǔ)上繼續(xù)加入財(cái)務(wù)柔性平方相關(guān)交乘項(xiàng)模型（4）進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果顯示FF×ZFCi，t ×Croai，t項(xiàng)系數(shù)依然為正，并通過(guò)顯著性檢驗(yàn)。同時(shí)，F(xiàn)F2×ZFCi，t ×Croai，t項(xiàng)系數(shù)為負(fù)，并通過(guò)參數(shù)估計(jì)在 1%的顯著性水平下檢驗(yàn)。這表明財(cái)務(wù)柔性以倒U型（即開口向下的拋物線）區(qū)間調(diào)節(jié)方式調(diào)節(jié)融資約束對(duì)盈余持續(xù)性的負(fù)向關(guān)系，由此H1得到驗(yàn)證。在控制變量上，公司規(guī)模（Size）、資產(chǎn)周轉(zhuǎn)能力（ NAT）以及營(yíng)業(yè)收入相對(duì)增長(zhǎng)率（Growth）與盈余持續(xù)性正相關(guān)，說(shuō)明隨著公司規(guī)模擴(kuò)大、運(yùn)營(yíng)效率提高以及營(yíng)業(yè)收入增長(zhǎng)會(huì)提升企業(yè)的盈余持續(xù)性，這與以往研究結(jié)論一致[32]。

3.分組回歸結(jié)果分析

以融資約束程度（ZFC）中位數(shù)為基準(zhǔn)，對(duì)2013-2019年度樣本公司數(shù)據(jù)進(jìn)行區(qū)分，若樣本ZFC 的值大于該中位數(shù)，則ZFC取值為1，即ZFC=1，定義為高融資約束樣本;若樣本ZFC 的值小于或等于該中位數(shù)，則 ZFC取值為0，即ZFC=0，定義為低融資約束樣本。表5報(bào)告了不同融資約束水平下分組回歸檢驗(yàn)結(jié)果，高融資約束樣本公司組自變量FF2×ZFCi，t×Croai，t 系數(shù)是-0.2550，在5%的顯著性水平下成立，表明高融資約束的上市公司財(cái)務(wù)柔性對(duì)融資約束與盈余持續(xù)性關(guān)系區(qū)間調(diào)節(jié)邊際效應(yīng)更加顯著。然而，在低融資約束樣本公司組中，自變量FF2×ZFCi，t×Croai，t 系數(shù)雖然也為負(fù)，但不顯著。因?yàn)榈腿谫Y約束公司獲得外部融資相對(duì)容易，儲(chǔ)備財(cái)務(wù)柔性的效應(yīng)并沒有被有效發(fā)揮。而對(duì)于高融資約束公司，一方面通過(guò)前期適量?jī)?chǔ)備財(cái)務(wù)柔性有效緩解未來(lái)投資資金需求不足情況，提升盈余持續(xù)性，另一方面過(guò)量?jī)?chǔ)備財(cái)務(wù)柔性則加重了當(dāng)前融資約束公司困境，并抑制其持續(xù)經(jīng)營(yíng)，由此H2得到驗(yàn)證。

（二）公司治理對(duì)企業(yè)融資約束效應(yīng)的治理作用

由表6可知，模型（5）中ZFCi，t ×Croai，t 回歸系數(shù)β3是-0.2981，小于0且通過(guò)10%水平下的顯著性檢驗(yàn)，同樣證明了假設(shè) H1。公司治理與融資約束、本期主營(yíng)業(yè)務(wù)盈余三項(xiàng)交乘項(xiàng)CG×ZFCi，t ×Croai，t 回歸系數(shù)β4是 0.0916，大于0，并且通過(guò)10%水平的顯著性檢驗(yàn)，回歸系數(shù)β3與β4之和為-0.2065，雖然依然小于0，但相比模型（2）中ZFCi，t ×Croai，t 的回歸系數(shù)β3已大比例降低35.77%，說(shuō)明公司治理因素雖不能單方面完全扭轉(zhuǎn)融資約束對(duì)企業(yè)盈余持續(xù)性的消極影響，但的確較大程度地調(diào)節(jié)降低了融資約束對(duì)盈余持續(xù)性的負(fù)向效應(yīng)，提升企業(yè)盈利持續(xù)性，由此H3得到驗(yàn)證。

（三）公司治理與財(cái)務(wù)柔性對(duì)融資約束效應(yīng)的協(xié)同治理效果

表7反映了漸進(jìn)式加入公司治理、財(cái)務(wù)柔性兩因素交乘項(xiàng)后回歸結(jié)果變化，從模型（6）的結(jié)果可以看到，在控制了財(cái)務(wù)柔性調(diào)節(jié)因素后，公司治理對(duì)融資約束負(fù)向盈余持續(xù)性效應(yīng)治理作用增強(qiáng)，CG×ZFCi，t ×Croai，t顯著性提升且回歸系數(shù)變大（0.1185>0.0916），ZFCi，t ×Croai，t 系數(shù)也有小幅下降，說(shuō)明財(cái)務(wù)柔性強(qiáng)化了公司治理效能。在控制公司治理因素后，F(xiàn)F2×ZFCi，t ×Croai，t 項(xiàng)系數(shù)絕對(duì)值略微增大（│-0.2296│>│-0.1927│），且經(jīng)計(jì)算，極值點(diǎn)數(shù)值亦有所增大（1.7635>1.5101），說(shuō)明公司治理因素強(qiáng)化并延長(zhǎng)了財(cái)務(wù)柔性價(jià)值的邊際效應(yīng)和空間。從模型（7）回歸結(jié)果得到，財(cái)務(wù)柔性與公司治理對(duì)應(yīng)的融合交乘項(xiàng)FF×CG×ZFCi，t×Croai，t 系數(shù)為正，且通過(guò)顯著性檢驗(yàn)（β7=0.0336，p=0.0546）。財(cái)務(wù)柔性平方與公司治理對(duì)應(yīng)的融合交乘項(xiàng)FF2×CG×ZF? Ci，t×Croai，t 未通過(guò)顯著性檢驗(yàn)（β8=-0.1328，p=0.1673），但FF2×ZFCi，t×Croai，t 項(xiàng)系數(shù)為負(fù)，且已通過(guò)顯著性檢驗(yàn)（β6=-0.2387，p=0.0009），所以并不影響模型（7）財(cái)務(wù)柔性的區(qū)間調(diào)節(jié)效應(yīng)假設(shè)。重要的發(fā)現(xiàn)是，CG×ZFCi，t × Croai，t 回歸系數(shù)變大進(jìn)一步增大（0.1266>0.1185），財(cái)務(wù)柔性調(diào)節(jié)邊際效應(yīng)和區(qū)間拐點(diǎn)也進(jìn)一步略微增大（ │-0.2387│>│-0.2296│，1.8817>1.7635）。以上變化說(shuō)明公司治理和財(cái)務(wù)柔性相互強(qiáng)化融資約束治理作用，發(fā)揮了融資約束治理協(xié)同效能，由此H4得到驗(yàn)證。

（四）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

采用兩種方法對(duì)本文構(gòu)建模型進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。第一，借鑒使用總資產(chǎn)凈利率的持續(xù)性對(duì)模型（2）～（7）中本期和下期盈余的持續(xù)性進(jìn)行重新度量[36]，檢驗(yàn)結(jié)果依然與本文假設(shè)基本一致。第二，由于可能存在盈余持續(xù)性反向影響融資約束的內(nèi)生性問(wèn)題，本文借鑒梅蓓蕾等（2021）[38]的方法使用滯后一期的融資約束對(duì)主模型進(jìn)行回歸，結(jié)果見表8。可以看出，模型（2）中滯后一期融資約束與本期盈余交乘項(xiàng)ZFCi，t-1×Croai，t 在10%的水平上顯著負(fù)相關(guān)，模型（4）中FFi，t2×ZFCi，t-1×Croai，t 在1%的水平上顯著負(fù)相關(guān)。同時(shí)，本文在模型設(shè)定時(shí)采用固定效應(yīng)模型緩解內(nèi)生性問(wèn)題，控制上年融資約束程度后，本文的研究結(jié)論依然成立。

五、結(jié)語(yǔ)

本文通過(guò)深入考察分析我國(guó)A股上市公司融資約束問(wèn)題的經(jīng)濟(jì)后果以及重要治理路徑，系統(tǒng)研究了財(cái)務(wù)柔性與公司治理二因素在融資約束與盈余持續(xù)性關(guān)系問(wèn)題中的調(diào)節(jié)治理作用，并通過(guò)理論分析與實(shí)證檢驗(yàn)表明：融資約束對(duì)企業(yè)盈余持續(xù)性有顯著負(fù)向影響，財(cái)務(wù)柔性對(duì)二者關(guān)系具有倒U型區(qū)間調(diào)節(jié)效應(yīng)，且高融資約束企業(yè)比低融資約束企業(yè)財(cái)務(wù)柔性調(diào)節(jié)效應(yīng)更加顯著;公司治理因素發(fā)揮了有效紓困企業(yè)融資約束的治理作用，且與財(cái)務(wù)柔性形成治理合力，兩者相互強(qiáng)化融資約束治理效能，具有協(xié)同治理表現(xiàn)。

就融資約束治理工具而言，企業(yè)應(yīng)從代理問(wèn)題、信息披露等方面著力優(yōu)化公司治理，以高質(zhì)量?jī)?nèi)部建設(shè)思考和挖掘進(jìn)一步紓解融資約束的潛力和工具，提升企業(yè)盈余持續(xù)性。儲(chǔ)備財(cái)務(wù)柔性創(chuàng)造企業(yè)再融資期權(quán)，對(duì)融資約束問(wèn)題有一定正向治理作用，同時(shí)具有不可忽視的負(fù)效益效應(yīng)，在理解應(yīng)用中應(yīng)評(píng)估找到適合自身的儲(chǔ)備財(cái)務(wù)柔性均衡點(diǎn)（區(qū)間）進(jìn)行柔性要素設(shè)計(jì)組合，避免價(jià)值低估而不用和價(jià)值高估而濫用，同時(shí)伴隨企業(yè)融資約束程度進(jìn)行動(dòng)態(tài)調(diào)整。更為重要的是，應(yīng)優(yōu)化公司治理與財(cái)務(wù)柔性兩因素，共同建設(shè)，相互強(qiáng)化，增加效能。

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