宫兴国，于月莉，林春雷

(1.河北工业大学 经济管理学院，天津 300401；2.燕山大学 经济管理学院，河北 秦皇岛 066000)

一、 引言

国家统计局发布的有关资料显示，2020年我国制造业增加值达到26.59万亿元，占世界比重接近30%，连续11年居世界首位，然而全国性商业银行为制造业提供的信贷支持力度不容乐观，与制造业行业增加值在同期GDP的占比差距加大，金融支持力度和方向与制造业发展仍存在结构性矛盾。为了解决企业融资约束，连续多年的《政府工作报告》都将实体企业融资问题作为工作重点。“十四五”规划强调加快构建国内与国际双循环，共同促进新发展格局，重要着力点之一就是全面深化金融体制改革。在融资创新的利好背景下，企业要想发挥市场主体活力，就要主动优化发展战略，创新稳健的融资模式。

经典融资约束理论都是以信息不对称理论和代理理论为主要内容的，但是从企业战略层面分析融资约束的文献相对较少。战略是企业一般行为背后影响融资决策更深层次的原因，企业层面某一特定因素对融资活动产生的影响很有可能是基于战略决策的结果[1]。企业基于经营战略目标来配置必要资源，但是由于企业的战略管理仍存在组织结构、商业模式和治理环境等方面的认知偏差，从而导致战略选择差异。战略激进与否向外传达的信号影响外部投资者对企业整体发展能力的判断，这种判断会影响投资者与企业管理者之间的信息不对称和代理冲突，从而形成不同程度的融资约束压力。

战略是企业经营和财务活动的纲领，其对财务决策的影响是财务管理实践中的重要议题。但是作为外部治理环境的市场化进程对战略选择及其结果的影响机制现有研究还比较少。因此，本文试图从市场化进程的角度，研究战略激进度对融资约束的影响。与以往的研究相比，本文的增量贡献在于：首先，本文的研究丰富了公司战略管理与企业财务行为交叉领域的研究，也为融资约束影响因素的研究提供新的视角并进一步发掘了企业融资决策背后更深层次的战略逻辑。其次，本文尝试按照市场化进程对企业战略激进度与融资约束之间的关系进行异质环境下的分析，并结合产权异质性，实证比较战略激进度对企业融资约束的影响效应差异。这一研究契合中国当今时代背景，有利于发挥市场作用规范企业战略决策以及融资行为，而且对企业战略优化、创新融资活动具有较强的现实指导意义。

二、 文献回顾

不完美市场中信息不对称和代理问题始终存在，与管理者相比，外部利益相关者获取企业内部信息的渠道不够通畅，导致企业进行外源融资时成本增加[2]。进一步地，Whited和Wu将企业由于融资约束导致的经营风险定义为“融资约束风险”[3]。之后一部分学者关注到战略管理对融资决策的影响，企业融资模式是长期战略价值和财务风险权衡下的自选择问题，Brander和Lewis从博弈论视角论述了企业资本结构会受到战略的影响[4]。自Miles等根据企业运用自身资源应对外部环境和内部条件变化的适应程度对战略进行划分后[5]，学者相继进行了战略激进与否对企业价值及投融资活动等的研究。Yun等的实证结果表明战略激进程度与业绩波动呈正比[6]。企业战略越激进会加大其经营风险，致使企业获取高收益或面临巨额亏损甚至破产的概率都很大[6]。Eric等进一步研究认为公司的战略激进度与企业价值呈倒U型关系，战略的激进度超过临界点之后，合规性风险增大，反而会降低公司价值[7]。在此基础上，刘行和胡刘芬研究发现企业的激进战略会增加经营风险并降低会计信息质量，加剧内部的委托代理冲突[8-9]，张静和张焰朝实证检验了企业战略差异度对融资约束带来的影响，并验证发现信息不对称发挥了中介作用[10]。可见，实施激进型战略的企业更可能产生融资压力[11]，原因是公司战略激进度越高，在研发新产品和探索新市场的投入越多，从而导致研发投资增加[12-13]。

市场化进程是市场体制转轨过程中涉及的关于经济、社会、法律和政治等全方位的变革，是一个动态的推进过程[14]。由于历史文化、地理环境及资源要素等的不同，各地市场化改革的步伐并不一致，具体来说我国东部地区获得的市场化红利明显高于西部地区[15]。基于“外部环境—企业战略—经营行为”的企业治理机制，所有企业都嵌入在特定的市场环境中，外部环境会通过影响战略变革而进一步激发“牵一发而发动全身”现象[16]。在市场化程度较低的地区，经济、社会资源等要素更多地由政府进行分配，企业受到制度环境的约束较大，那么企业更可能选择保守性的战略先稳定自身的发展然后等待时机形成更多的竞争优势[17]。市场化水平高的地区，金融环境比较完善，消费者的能力和需求提高，促使企业进行创新以满足消费者的需要，则偏向选择较为激进的战略[18]。此外，市场化进程会加剧市场竞争，在市场化水平高的地区，企业更愿意通过创新推动绩效增长。创新会扩大企业融资需求，进而增加融资约束压力[19]。

从现有研究来看，战略管理对融资活动的影响逐渐成为研究焦点，研究思路可以细化为战略类型、融资方式与资本结构关系等方面，对战略激进度影响融资活动的作用机理及影响路径的研究较少。此外，部分学者研究了市场化进程对企业融资能力或企业战略的影响，但是并未将三者联系起来，也未考虑到地域间市场化进程的差异对战略激进度和融资约束产生的影响。据相关文献来看，企业战略类型对融资约束的影响会因市场化进程的不同而产生差异。这是环境异质性在企业融资约束问题上的深层次反映，此外，不同产权性质的企业对战略类型的理解和贯彻也会有差异，这会进一步制约战略类型影响融资活动的效力。因此，本文拟从市场化进程的角度出发，研究战略激进度对融资约束的影响，并进一步检验产权性质对其影响效应的差异，这有利于发挥市场作用规范企业战略选择和融资行为，改善企业融资瓶颈问题。

三、 理论分析与假设提出

企业战略选择影响着企业的长远目标设定、商业模式和企业结构等方面，其对融资约束产生的影响可以从以下三个方面进行分析。首先，战略的激进程度会影响企业的融资需求，而这是引起融资约束风险的基础[20]。实施激进战略的企业，研发创新活动的频次和力度都比较大，以期开拓新的市场和推出新产品，这将导致经营业务层面的剧烈变革，经营风险增加又带来经营活动现金流的不稳定，从而使企业外部融资需求增加，在融资渠道未得到拓展的情况下，产生了较强的融资约束。其次，战略越激进的企业组织结构越复杂，这给组织的内部治理带来更大的挑战。管理层为了满足融资需求，会加强盈余操纵致使企业信息的透明度降低。最后，企业实施的战略越激进，研发活动的投入越多，而研发投入具有周期长、不公开性和高风险性，此时股东往往难以获得及时准确的相关信息，必然会增加投资者的外部监督成本，所以企业的代理问题更加严重[6]。可见，战略激进度增加了外部投资者了解企业业务和监督管理层的成本，提高了企业融资代价，企业的融资约束问题更为严重。因此，本文基于经营风险、信息不对称和代理成本提出第一个研究假设。

H1：企业战略越激进，融资约束压力越大。

企业战略激进度与融资约束的关系在一定程度上受到市场化进程的影响。一方面，在市场化进程越高的地区，资源配置效率越高，微观企业的经营行为表现出明显的市场导向，竞争信号会促使企业放弃一些“短平快”的项目而投资于“高收益率”领域[21]。如果选择较为激进的战略，那么意味着企业更愿意利用创新增加企业价值，则会扩大融资需求，从而加剧融资约束。另一方面，市场化水平会制约企业战略类型的选择，企业所在地区资源要素的可获得性会导致企业战略选择的差异性，在易变的市场环境下相对保守的战略选择会使企业面临高度的市场不确定性，企业一般会选择较为激进的战略应对激烈的竞争环境，而激进的战略往往面临较大的融资约束[22]。因此在考虑各地区市场化进程差异的情况下，会由于市场化进程促使企业进行更激进的战略选择而加大企业的融资约束压力。

此外，从市场体系建设的各个方面来看，市场化水平达到一定程度，政府对经济的干预力度降低，资源要素更多由市场进行配置，企业会更加积极主动创新；非国有经济的增加可以刺激市场活力和竞争，这将迫使企业通过增加创新投资来增强竞争力；产品市场高度发达时，商品由市场定价，它可以激励企业通过投资创新来提高产品质量；当要素市场高度发达时，企业可以获得高质量的生产要素，如高层次的人才、科技资源和金融资源等，这可以大大增加创新的效果[23]。市场化进程推动企业创新在战略上表现为倾向于实施激进的战略，而随着创新投入的资金需求提高，企业面临的融资约束困扰增加。

基于上述分析，本文提出第二个假设。

H2：市场化进程越高的地区，战略越为激进的企业面临的融资约束压力越大。

四、 研究设计

(一) 样本选择和数据来源

本文以2011—2020年沪深A股制造业上市公司为样本，并且对数据进行以下处理：(1)删除在这10年间被退市及被ST的企业；(2)删除存在缺失值的样本；(3)为消除极端值的影响，本文选择对公司层面的连续变量进行Winsorize(1%～99%)处理。经过筛选，符合条件的制造业上市公司共1220家。在本文研究中除市场化指数来自《中国分省份市场化指数报告(2018年)》外，其他财务数据均从WIND数据库获取，主要采用Stata16.0进行数据处理。

(二) 变量选取

1. 被解释变量。关于被解释变量融资约束有多种度量方法，为了减少内生性对本文研究造成的干扰，本文借鉴Hadlock和Pierce[24]构建的Sa指数来衡量融资约束。计算公式如下：

Sa=-0.737×Size+0.043×Size2-0.040×Age

(1)

式(1)中，Size代表企业规模，用期末总资产(单位为百万元)代替，本文取其自然对数；Age代表企业年龄，本文以企业成立时间长短进行衡量。通过公式计算得出的Sa指数数值越大，则表明企业所受融资约束的困扰越严重。

2. 解释变量。目前关于战略激进度的衡量方式较为统一，基本都是参照Bentley等的研究[25]，本文根据以下六个维度计算战略激进度的指标，如表1所示。

表1 企业战略激进度的度量指标

首先将六个维度的数据均用过去五年的均值计算，然后按从小到大排序后等分为五组进行赋值，前五个维度是最小组为1，次小组为2……最大组为5。第六个维度由于是反向指标，所以最小组为5，次小组为4……最大组为1。六个维度的分数加总得到衡量战略激进度的离散型变量(Stra)。该变量取值范围为6～30，数值越大代表企业的战略越激进。

3. 调节变量。本文借鉴樊纲等编制的《中国分省份市场化指数报告(2018)》中市场化总指数来衡量市场化进程(Mi)[14]。由于该指数只到2016年，本文基于外部持续发展的假设并参考相关文献的做法[26]，2017—2020年市场化指数用连续五年的移动平均增长率计算得出。

4. 控制变量。参考已有文献[13]，本文选择企业规模(Size)、资产负债率(Lev)、资产收益率(Roa)、产权性质(Soe)、营业收入增长率(Growth)、现金流量(Cfo)、股权集中度(Share)作为控制变量，另外控制年度(Year)和行业(Indcd)。模型中各变量及定义如表2所示。

表2 模型变量定义表

(三) 模型设定

为验证市场化进程、战略激进度与融资约之间的关系，本文分别构建以下两个回归模型用以对所提出的假设逐一进行回归分析：

Sait=β0+β1Strai,t+β2Sizei,t+β3Levi,t+β4Roai,t+β5Soei,t+β6Growthi,t+β7Cfoi,t+β8Sharei,t+∑Year+∑Indcd+εi,t

(2)

Sait=β0+β1Strai,t+β2Mii,t+β3Stra×Mii,t+β4Sizei,t+β5Levi,t+β6Roai,t+β7Soei,t+β8Growthi,t+β9Cfoi,t+β10Sharei,t+∑Year+∑Indcd+εi,t

(3)

五、 实证结果与分析

(一) 描述性统计

根据表3可以看出，融资约束(Sa)均为负数，表明在制造业企业中融资约束较为普遍。融资约束(Sa)的平均值为-3.821，最小值为-5.738，最大值为-2.762，差异较大表明企业受到的融资约束压力大小不同。从公司战略激进度(Stra)指标来看，最小值为6，最大值为30，标准差为4.736，说明公司间战略差异较大。从市场化指数(Mi)来看，最小值为0.01，最大值为11.657，标准差为1.864，表明样本中企业所在地区市场化水平存在差异，我国推动市场化改革的步伐并不一致，这也进一步凸显了本文研究不同市场化进程下战略激进度与融资约束之间关系的重要意义。

表3 描述性统计结果

(二) 相关性分析

表4是对主要变量进行Paerson相关性分析，战略激进度(Stra)与融资约束(Sa)之间的相关系数为0.100，并表现在1%水平上显著，表明在不考虑其他控制变量的情景下战略激进度与融资约束显著正相关，初步支持了本文假设1。此外，表中各变量的两两相关系数的绝对值最大为0.447，小于0.5，且经过共线性诊断可以判定模型中并不存在明显的多重共线性问题。

表4 相关性分析结果

(三) 回归分析

为了检验企业战略激进度、市场化进程与融资约束之间的关系，分别在控制行业和年度效应后利用模型进行混合多元回归，并对回归系数的标准误进行企业层面的聚类调整，实证结果如表5所示。

表5 战略激进度、市场化进程对企业融资约束影响的回归分析

假设1的回归结果如表5中列(1)所示，公司战略激进度(Stra)与融资约束(Sa)的回归系数为0.009，且在1%的水平上显著为正。这表明战略激进度与融资约束之间呈显著正相关关系，即企业战略越激进其面临的融资困境越严重，支持了假设1。

为了验证假设2，本文在模型(3)中加入战略激进度与市场化进程的交互项(Stra×Mi)，分析市场化进程对战略激进度与融资约束的调节效应，回归结果如表5列(2)所示。交互项(Stra×Mi)与融资约束(Sa)之间的回归系数为0.001，表现为1%的水平上显著正相关，且与主效应战略激进度(Stra)的符号相同。这表明市场化进程并没有改变战略激进度与融资约束之间的正相关关系，但在市场化进程高的地区战略激进度对融资约束的强化效果更显著。由此可以推断，较高的市场化水平下，企业战略越激进，越会加剧融资约束困扰，支持了假设2。

(四) 进一步检验与分析

1. 产权异质性分析

产权制度理论认为产权性质影响着企业的使命和战略布局，国有和非国有企业的产权差异会给企业的组织结构和财务行为带来影响。因此，需要验证企业产权性质对企业战略与融资约束的关系可能带来的影响。本文按照产权性质划分的分组结果如表6所示，表6中列(1)和列(2)战略激进度(Stra)与融资约束(Sa)的系数均在1%的水平上显著为正，非国有企业的系数明显大于国有企业，且经过组间系数差异性检验发现战略激进度(Stra)的系数在两组之间存在显著差异，这表明产权异质性确实会对企业战略与融资约束之间的关系产生影响，且在非国有企业中这种影响效果更为显著。

表6 按产权性质分组回归结果分析

表6中列(3)和列(4)引入了市场化进程与战略激进度的交互项(Stra×Mi)，检验在双重异质环境下战略激进度与融资约束之间的关系。结果显示非国有企业组的交互项显著为正且与主效应的符号相同，而国有企业组交互项为负但并不显著。经过组间系数差异性检验，发现国有和非国有两组的交互项(Stra×Mi)的系数存在明显差异，这表明在非国有企业中市场化进程更能发挥调节作用。这是因为相对于非国有企业，国企政治关联较强，在资本市场中谈判优势明显，有着较为通畅的融资渠道，所以相对于非国有企业，国企承受的融资约束压力较轻。而且对于国有企业而言，国有企业经营目标并不都是以盈利为目的，其融资决策与非国有企业之间具有重大差异，非国有企业对市场的适应和反应能力都高于国有企业。因此，市场化进程更能在非国有企业中发挥调节效应。

2. 战略激进度影响融资约束的机理分析

前文根据企业的经营风险、信息不对称程度及代理成本提出本文的第一个假设，即企业战略越激进，融资约束影响越大。基于此，进一步分析战略激进度影响融资约束的内在机理，即战略激进度是否通过经营风险、信息不对称及代理成本影响企业的融资约束。其中，代理成本(Cost)指标用年末管理费用占年末总收入的比重来衡量[27]。经营风险(Risk)指标用企业每年各季度营业收入增长率的标准差进行度量[28]。信息不对称(Insti)指标使用机构投资者的持股比例进行衡量，机构投资者持股比例越高，公司的外部监督作用越强，从而降低内外部信息的不对称程度[29]。由于机构投资者是个反向指标，本文将其乘以负1求得信息不对称程度(Insti)。

战略激进度影响融资约束的机理分析实证结果如表7所示。列(1)是假设1未考虑代理成本、经营风险及信息不对称中介效应下的战略激进度(Stra)与融资约束(Sa)的回归结果。列(2)中战略激进度(Stra)与代理成本(Cost)的系数在1%的水平上显著为正，说明战略越激进，企业的代理成本越高。列(3)显示在控制代理成本之后，战略激进度与融资约束的系数仍在1%的水平上显著，且融资约束与代理成本的系数也较为显著，这表明代理成本确实发挥了部分中介效应。此外，列(4)至列(7)数据亦表明经营风险(Risk)和信息不对称(Insti)发挥了部分中介效应。进一步对以上研究结果进行Sobel检验，发现代理成本、经营风险和信息不对称的中介效应Z值分别为3.667、3.624和3.629，均在1%的水平上显著。因此，实证结果表明代理成本、经营风险和信息不对称均是战略激进度影响融资约束的变量。

(五) 稳健性检验

1. 指标滞后两期

根据钱德勒的战略理论，战略具有先导性和连续性，但战略对融资行为的影响可能存在滞后性。同时，市场化进程作为宏观环境因素对企业行为产生的影响也可能存在滞后性。因此，本文采用滞后两期的战略激进度(L2.Stra)作为自变量、滞后两期的市场化进程(L2.Stra)作为调节变量进行稳健性检验。结果发现，在滞后两期的变量分别代入主检验模型后，本文主要研究结论依然不变。囿于文章篇幅所限未列示检验结果(下同)。

2. 融资约束的替代指标

本文参考已有研究[30]，利用Kaplan和Zingles设计的综合指标Kz指数作为融资约束的替代指标。构建的Kz指数模型如公式(4)所示，该指标是将经营活动产生的现金流量(Cf)、现金股利(Div)、现金持有(C)这三个变量用年初总资产标准化，同时利用财务杠杆(Lev)、托宾Q值(Q)指标先进行有序逻辑回归得出各变量的系数然后测算得出Kz指数。该指数越大，代表企业的融资约束困扰越严重。利用计算得出的Kz指数带入模型(2)和模型(3)并使用固定效应模型进行回归，可以发现实证结果基本与前文相同，表明本文的结果通过了稳健性检验。

(4)

3. 内生性问题

企业融资决策是基于战略布局下的行为，管理者通常会根据企业战略规划和经营目标进行资金配置，从而面临不同程度的融资压力。根据战略管理理论，企业战略激进度和融资约束并不存在互为因果的问题，但是资金缺口会限制企业战略的实施。本文借鉴刘行的做法[8]，利用Heckman两阶段模型来解决战略自选择带来的内生性问题，建立的战略选择模型如公式(5)所示。将战略激进度(Stra)根据战略得分划分为进攻型战略(Pros)和保守型战略(Defe)两个虚拟变量。当战略激进度(Stra)得分不小于22时，进攻型战略(Pros)为1，否则为0；当战略激进度(Stra)得分不大于14时，保守型战略(Defe)为1，否则为0。

表7 战略激进度影响融资约束的内部机理分析

Prosi,t/Defei,t=β0+β1STDRoai,t+β2MBi,t+β3Sizei,t+β4Levi,t+β5Roai,t+β6Soei,t+β7Sharei,t+∑Year+∑Indcd+εi,t

(5)

Heckman模型第一阶段将过去五年企业总资产报酬率的标准差(STDRoa)和市账比(MB，本文用市场价值/所有者权益表示)作为排他性约束变量，将战略激进度的虚拟变量Pros和Defe分别按照模型(5)进行Probit回归，分别计算两个逆米尔斯比率(IMR)。第二阶段，将IMR作为控制变量带入主检验回归模型。结果发现，主要回归系数仍然在1%的水平上显著，这表明在控制了内生性问题后本文的研究结论依然是稳健的。

六、 结论性评述

本文根据2011—2020年10年间沪深A股制造业上市公司为样本，实证研究战略激进度、市场化进程与融资约束之间的关系，得到如下结论。企业战略作为配置内外部资源的长期规划，是影响企业融资压力的重要因子；在市场化进程较高地区，企业战略越激进对融资约束的正向影响效果越强；在非国有企业中，战略激进度对融资约束的促进作用更加显著，而且市场化进程的调节作用更明显；经过实证检验发现代理成本、经营风险和信息不对称在战略激进度影响融资约束的过程中均起到了中介作用。然而值得注意的是，虽然本文的实证结果认为实施战略越激进的企业融资约束更高，但这并不等同于实施的战略越激进就会导致企业经营业绩变差或丧失竞争优势，因为进攻型战略在研发与创新上的投入会给企业带来理论上的预期收益。因此，为了缓解融资压力而破坏企业的战略布局是本末倒置的做法。

对于制造业上市公司而言，企业应该对由于战略可能带来的融资压力保持警惕。基于上述结论，本文认为缓解制造业企业融资约束应当注意以下四个方面：(1)科学制定战略规划，优化战略布局。战略优化要关注企业现有发展战略与融资决策的适配问题，战略变革要注意战略调整幅度、调整规模和调整速度，进而选择匹配的融资模式，缓解融资难等问题。(2)企业要建立融资风险动态防控机制。管理者应当综合考虑所处市场环境与内部经营状况，分析金融政策、资本市场、行业规划等向实体经济倾斜带来的企业融资风险的变化，识别在新的发展格局下制造业企业的融资风险并预测风险阈值，构建一种能较为全面衡量融资约束风险的评价体系。(3)政府应当引导企业融资模式创新、动态调整资本结构。传统的金融供给模式难以匹配新发展格局下的企业融资需求，因此要拓展多层次资本市场发展空间，融资模式向体系化、动态化和科技化方向创新，强化融资效率，控制融资风险。(4)政府应稳步推进市场化改革。各地区政府应根据本土市场制度环境积极推进有效市场和有为政府有机结合，创新优化政府公共服务，改善非国有企业和国有企业在贷款投放、利率水平及政府补贴等方面的不合理待遇。

本文仅探讨了市场化进程和产权异质下的战略激进度对融资约束的影响效应差异，未来还可以从内部控制、高管薪酬、法制环境等视角展开进一步研究。另外，本文在度量市场化进程时所用指标为《中国分省份市场化指数报告(2018)》中的总指数，后续研究可以收集更具时效性的指标。