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《南方金融雜志》2014年第七期

一、理論假設與實證設計

（一）流動性平滑效應的引出。根據Fazzari和Petersen（1993）的研究成果，固定資本投資與營運資本投資對現金流具有競爭效應。所以，對融資約束企業而言，在遭遇現金流沖擊時，會降低調整成本更低的營運資本來“平滑”不可逆（調整成本更高）的固定投資。這一平滑效應可借助模型（1）表現：模型（1）中核心變量的定義及其計量口徑詳見表2，而∑Controls通常包括：Size（規模）、MB（市值賬面比）、Lev（杠桿率）、Age（上市年齡）、C（資本成本）等控制變量（本文實證檢驗過程保留了資本成本因素，并增加了資本成本的平方，從而考察房地產行業資本成本與固定投資之間是否存在非線性關系）。從模型（1）的設定形式看，若固定投資“平滑”效應成立，則營運資本投資（ΔNWC）對固定投資（I）的回歸系數β2應顯著為負。然而，在宏觀沖擊條件下，除固定投資平滑外，營運資本管理還存在另一重要特征：流動性平滑——即面臨高融資約束的企業，往往出于“預防性動機”，將原本被商業信用或存貨所占用的資本，轉化為現金等流動性較強的資產，從而使得“流動性”營運資本投資不斷“提升”。于博等（2013）從預防性動機首次提出了上述流動性平滑的理論預期并進行了相應的實證設計。其基本研究思想是將營運資本定義為凈營運資本（NWC），并參照王竹泉（2007）的研究，將NWC細分為經營性營運資本（ORWC）和流動性營運資本（LRWC），其中：LRWC=（現金或現金等價物+應收利息+應收股利）-（短期借款+應付股利+應付利息）。ORWC=（存貨+應收賬款+應收票據+其它應收款+預付賬款）-（應付賬款+應付票據+預收賬款+應付職工薪酬+應付稅費+其它應付款）。前者的管理目標是保證企業的流動性和償債能力，后者的管理目標則更側重于周轉效率和盈利能力。資金會在ORWC與LRWC兩種狀態下轉換，如企業加強存貨周期及商業信用的回收與優化管理，會導致存貨水平下降，并通過現金流，轉入LRWC（如轉為現金等貨幣資產）。更重要的是，當“經濟周期”和“宏觀調控”等因素通過影響實體經濟投資需求及金融系統貨幣供給從而對企業現金流造成較大負面沖擊時，企業出于預防性動機，往往會對流動性更強的資產產生更大的持有偏好，這將導致企業在現金流沖擊下更加傾向于削減那些流動性更弱、調整成本更高的資產（如存貨或商業信用），而對那些流動性強、調整成本低的資產（如現金或現金等價物）不僅不進行削減，反而呈現出更高的積累傾向。在此基礎上，于博等（2013）提出了流動性平滑假說，即預期ORWC的下降不僅承擔著平滑固定投資的作用，還承擔著補充現金等強“流動性”投資（LRWC）的作用。根據這一理論預期，LRWC應呈現出更高的積累偏好，即ΔLRWC應存在“增長”趨勢，從而說明企業并非通過降低LRWC來平滑固定投資；相反，ORWC將呈現“下降”趨勢，因為企業不僅通過降低它來平滑固定投資，而且還通過降低它來補充LRWC。由此引發兩個可驗證的特征：第一，若固定投資平滑的存在，則ΔNWC（凈營運資本投資）的下降速度應至少快于固定投資；若流動性平滑存在，則ΔORWC的下降速度也應快于ΔNWC。為此，本文特別提供了對上述變量運行特征的比較分析過程，具體如表1所示。表1顯示，ΔNWC呈現出“跨期”下降特征（即D.ΔNWC<0），且下降的速度快于固定投資，說明“固定投資”平滑成立。此外，表1中也列示了△ORWC的分年度數據。比較發現，2008年與2009年相比，ΔORWC的“跨期”下降的幅度（將近90%）明顯高于ΔNWC下降的幅度，即使剔除掉2008年經濟危機的影響，將2009年與2007年相比，ΔORWC下降的比例也達到87%，而ΔNWC僅下降了約10%。這一特征無疑為“流動性”平滑效應的存在提供了證據。第二，既然營運資本（NWC）對“固定投資”的平滑效應事實上是借助ORWC的下降來實現的，那么，當使用ΔORWC替換模型（1）中的ΔNWC時（如模型（2）所示），其回歸系數也應顯著為負。與此同時，由于ΔORWC下降幅度大于ΔNWC，而當期固定投資被平滑的程度是固定的，所以，ΔORWC平滑固定投資的能力（表現為模型（2）中的β2）相比ΔNWC對固定投資的平滑能力（表現為模型（1）中的β2）應該更低——因為需要下降更多才能補充一個單位的固定投資，而多下降的部分則用于補充現金等強流動性資產。換言之，模型（2）中的β2（簡稱β22）應“大于”模型（1）中的β2（簡稱β21），因為β2是對平滑效率的一種反映，由于ΔORWC對固定投資的平滑效率“更低”，故回歸系數的絕對值應“更小”（注意β2為負。上述分析既提供了檢驗流動性平滑的機制（即檢驗β22是否大于β21），又提供了比較流動性平滑強度的方法——比較β21與β22的偏離度，偏離度越大，說明每補充一個單位的固定投資，需要消耗的ΔORWC越高，而多余的消耗全部轉入了ΔLRWC，即意味著流動性平滑的程度更高。上述比較機制為檢驗企業“流動性平滑”的“異質性”特征提供了方法。因為融資約束水平越高的企業，其固定投資與ΔNWC的現金流競爭效應越強（即β21越低）；同時，其預防性動機也越高，即利用ORWC補充LRWC的動機更強，所以其流動性平滑程度應該越高，即“偏離度”應該越大。綜上所述，本文提出如下假設：假設1：在外生沖擊時期（2007-2011年），房地產行業存在利用營運資本進行固定投資平滑及流動性平滑的行為特征（體現為模型（1）與模型（2）中的β2均應顯著為負，且后者大于前者）。假設2：融資約束越高的企業，上述兩種平滑效應越顯著（體現為與全樣本組相比，用融資約束組估計模型（1）的β2時，β2更低；對于兩模型的β2偏離度，融資約束組比全樣本組更大）。

（二）外生貨幣調控與內生平滑效應的交互作用分析。企業進行流動性平滑的目的，是增強現金等貨幣資產，進而提高短期資產的流動能力及短期償債能力。本文認為，流動性平滑的水平，體現了企業對現金等強流動性資產的“持有偏好”，而該偏好主要與企業的預防性動機有關。現有文獻多角度證實了企業的“流動性”偏好與預防性動機正相關。Almeidaetal.(2004)基于預防性動機分析了企業現金的跨期配置問題，證明了預防性動機形成了跨期現金積累特征。Baumetal.（2005）從宏觀經濟與個體不確定性角度建立了現金持有的“預防性動機”模型，證實了當宏觀經濟或個體不確定性增強時公司現金等流動性資產配置規模會增加。Batesetal（.2008）考察了1980-2006期間，美國企業出于預防性動機，具有不斷增加以現金資產為代表的流動性水平的行為特征。Han和Qiu（2007）證明了融資約束公司的流動性需求對現金流量的波動更敏感，因為融資約束會造成公司在當前和未來的投資之間進行跨期平衡。當未來現金流風險不能被完全分散時，這種跨期平衡，會使融資約束公司有更強的“預防性動機”而持有更多的現金。于博（2014）以我國房地產上市企業為樣本，證明了預防性動機是導致投資-現金流敏感度與融資約束呈現非線性關系的核心動因。鑒于寬松貨幣政策能夠改善融資約束和化解宏觀不確定性，所以，本文預期寬松的貨幣政策不僅對“固定投資平滑”具有緩解效應，而且寬松貨幣政策還將有助于緩解預防性動機、降低企業流動性平滑水平。模型（3）和（4）可用來檢驗貨幣政策變動對兩種平滑效應的影響強度。模型（3）和（4）中，Mt-1表示上一期的廣義貨幣供給增速，作為貨幣政策波動的變量；CT表示資本成本，具體計算口徑參考表2。考慮到現有文獻對資本成本與投資之間非線性關系的論述，本文在模型中均引入了資本成本的平方項。β7是模型（3）和（4）考察的重點，其用于描述貨幣政策對兩種平滑效應的影響作用。本文認為：貨幣政策越寬松，ΔNWC與I的競爭效應越低，企業進行固定投資平滑的程度也越低。因此，β73應顯著為正（β73顯著為正，說明貨幣政策越寬松，競爭效應越低）；與此同時，考慮到貨幣政策越寬松，對于穩定宏觀預期，提升交易性需求，降低企業預防性動機的影響作用越大，越能夠引導企業減少流動性儲備，增加投資，從而達到降低流動性平滑程度的效果。因此，β74應顯著為負（β74顯著為負，說明貨幣政策越寬松。由于β23隨著貨幣政策放松而提高，故β24與β23的“偏離度”縮減，即流動性平滑程度降低）。綜上所述，本文提出如下假設：假設3：外生沖擊時期（2007-2011年），貨幣政策越寬松，其對企業固定投資平滑和流動性平滑的影響（緩解）程度越大（體現為β73為正，模型6中的β74為負）。

二、實證研究的變量、樣本與方法

（一）變量的定義。各變量含義見表2。

（二）樣本選擇與內生性處理。借助國泰安數據庫，本文選擇了房地產業（J01）2007-2011年間的樣本數據，并剔除了如下樣本：1、截至2012年末，上市時間不滿5年的企業或主營業務由其他行業轉為房地產業、且轉入后的經營年度低于5年的企業；2、ST類企業；3、單一年度營運資本或主要觀測變量出現異常波動的企業；4、房地銷售占主營業務收入的比重，近5年的平均值低于50%的企業；5、考察期內進行了資產重組的企業。最終，共計52家企業，237個樣本。在估計方法上，本文采用2SLS/迭代GMM來控制營運資本的內生性問題。對于工具變量的選擇，本文參考Fazzari和Petersen（1993）的方法，將ΔNWC（ΔORWC）的工具變量設定為：ROE-1、CFO-1、NWC-1（ORWC-1）。相應地，交叉乘項（如M-1*ΔORWC）的工具變量設置為M-1*ROE-1，M-1*CFO-1，M-1*ORWC-1。由于穩健性檢驗中引入了固定投資的滯后期（I-1），即在考慮投資慣性的條件下，進一步檢驗固定投資平滑/流動性平滑的存在性。因此，為處理ΔNWC、ΔORWC、It-1的多重內生性問題，本文采用差分GMM（一步法）進行估計。為分析貨幣政策對不同融資約束企業的異質效應，本文采用SA指數(Hadlock和Pierce，2010)計算了每個企業觀測年度的融資約束水平，剔除了融資約束最低的25%的企業，構成“融資約束組”。為保證分類方法不存在顯著的噪音影響，本文計算出融資約束狀態在觀測期內波幅超過一個等級變化（0.2為分位數單位）的比例低于總樣本10%，即分類結果具有穩定性。

三、實證結果

（一）對假設1和假設2的檢驗與分析。為驗證假設1，本文首先基于隨機效應，采用G2SLS對模型（1）及模型（2）進行了分組檢驗（見表3）；其次，考慮到GMM在處理異方差方面的穩健性，本文采用“迭代GMM”法對模型（1）和（2）重新進行了分組檢驗（見表4）。上述兩種檢驗的結果均表明：第一，△NWC的系數均為負，且融資約束組的系數低于全樣本組。這說明固定投資平滑效應確實存在，且融資約束組的平滑程度更高；第二，無論是“全樣本組”還是“融資約束組”，△ORWC回歸系數始終大于△NWC的回歸系數，即說明流動性平滑效應確實存在。同時，通過對比不同分組下兩模型中β2的偏離度發現“，融資約束組”確實高于全樣本組，從而說明流動性平滑不僅存在且具有異質性。

（二）對假設3的檢驗與分析。為檢驗假設3，即驗證營運資本管理與貨幣政策調控之間的交互作用，本文采用固定效應2SLS對模型（3）和（4）進行了檢驗（見表5）。結果表明，各分組回歸中，M與△NWC的交叉項系數均為正，說明貨幣政策越寬松△NWC的系數β2越高，能夠越大程度地降低企業進行固定投資平滑的水平；而M與△ORWC的交叉項系數均為負，說明貨幣政策越寬松，越能縮小兩模型中β2的距離，由于這一距離表示企業流動性平滑的程度，故寬松貨幣政策有助于緩解企業流動性平滑的程度，降低企業未來發生流動性危機的風險。這與本文假設3完全吻合。

四、穩健性檢驗

本文基于動態視角進一步驗證了兩種平滑效應在動態框架下的適用性（詳見表6）。因為若兩種平滑特征確實存在，則平滑作用的顯著性不應在引入投資慣性（即It-1）后消失。動態回歸結果表明：第一，房地產行業固定投資的慣性作用并不顯著，這與劉康兵(2012)的結論一致。第二，各分組的ΔNWC系數依然為負，即存在固定投資平滑效應；且融資約束組的ΔNWC系數依然低于全樣本組，即融資約束越強，營運資本的固定投資平滑效應越大。第三，任一分組下，ΔORWC的回歸系數均大于ΔNWC系數，即“經營性”營運資本對流動性的平滑特征在動態框架下依然成立；且“融資約束組”系數偏離度在動態模型下依然大于全樣本組，即企業融資約束越高，其利用ORWC進行流動性平滑的強度越大。這再次證明了本文假設的合理性。在表6中，AR(1)和AR(2)分別用于檢驗差分程（因為采用差分GMM）中誤差項的序列相關性，本文結果支持殘差序列一階負相關，二階不相關，回歸結果具有統計有效性。HansenJ值及其對應的P值均說明無法拒絕原假設，即工具變量集總體有效，不存在過度識別。此外，本文還采用人民幣信貸增速來代替廣義貨幣供給增速，從而考察與假設2有關的交互效應。實證結果依然支持本文預期。限于篇幅，此處不再贅述，但相關回歸數據留存備索。

五、研究結論

本文研究結論及其核心意義體現在以下方面：第一，企業為應對融資約束，呈現出調整營運資本平滑固定投資的能動性特征，且融資約束越強，固定投資的平滑效應越高。這一發現為解釋中國經濟在金融抑制背景下能夠始終保持高速增長提供了內生性證據，也為協調宏觀政策調控與企業內生治理提供了理論基礎與優化路徑。第二，面對宏觀沖擊，企業會調整存貨與商業信用等“經營性”營運資本來補充短期流動性，且這一流動性平滑特征與融資約束水平正相關。這一發現將現有文獻對營運資本管理的研究視野從“規模分析”延伸至“結構分析”，拓展了“營運資本平滑理論”的研究邊界。第三，通過考察不同行業“流動性平滑”的強度，來為貨幣政策“定向”調控提供依據。從長期來看，過度的“流動性平滑”將加大企業未來發生債務風險的概率。因此，貨幣政策調控應采用差異化方式推進，即對于流動性平滑程度非常高的行業，為防范其遠期債務風險，貨幣政策應適當考慮“定向寬松”。

作者：于博顏銘佳單位：天津財經大學經濟學院