风险资本对中小企业融资约束的影响研究-来自我国中小企业板上市概要.doc

2009年10月第31卷第10期
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,2009
Vol.31No.10
财政・金融・投资
风险资本对中小企业融资约束的影响研究
—-—来自我国中小企业板上市公司的证据
黄福广,李西文
（南开大学商学院,天津300071［摘　要］影响,结果显示,中小企业总体上存在融资约束,但作用不显著。
［关键词]中小企业;　；[中图分类号]F832[]A　　　　　　［文章编号］1007—9556(2009)10—0080-08
IofVentureCapitalShareholdingonFinancingConstraints
—-—TheEvidenceComingfromtheListedCompanyinSMEBoard
HUANGfu—guang,LIxi—wen
(BusinessSchool，NankaiUniversity，Tianjin300071，China)
Abstract：Financingconstraintisoneofimportantfactorsthathinderenterprisesdevelopment。Theshortoperatingtime，thelowproportionofintangibleassets，uncertainmarketprospectsandotherfactorsdeterminetheissueofSMEfinancingconstraintsmoresevere.Intheory,theventurecapitalshareholdingcanmitigatethefinancingconstraintsofsmallandmediumenterprises，butnosuchempiricalresearchhasbeenfounded。Byusingcross—sectiondataofShenzhenlistedcompaniesinChina’sSMEBoard，thisempiricalanalysisshowsthatfinancingcon2straintsexistintheoverallSMEandventurecapitalshareholdingeasedfinancingconstraints，butnotsignificantly。Fromtheaspectsofimperfec2tionsofthecapitalmarket,venturecapitalnotadequatelyinvolvinginbusinessmanagementandsoon，wegavesomeexplanationandadvice。
KeyWords:smallandmediumenterprises;financingconstraints；venturecapitalshareholding
　　一、引言
不论在发达国家还是在发展中国家，中小企业
都是国民经济的重要组成部分（林毅夫和孙希芳,2005）。自20世纪末期以来，随着经济和科技的迅
业发展、改善融资环境的政策，2004年6月中小企业板的创建是我国政府采取的一系列旨在促进、支持中小企业融资的政策安排之一(吴晓求,2006)，为中小企业的融资提供了更有利的市场环境.近几年，以高科技、高成长的创业企业为投资目标的风险投资机构为我国资本市场注入了新的活力.作为专业投资机构,风险投资机构与一般投资者不同,不仅具有丰富的投资经验和市场以及产品知识,而且具有强大的筛选投资对象的能力.与其他机构投资者相比，风险投资机构不仅能够为企业提供资金,而且
猛发展，中小企业也获得了飞速发展,但受自身特点、金融体制、资本市场等条件所限，中小企业融资
力弱成为了阻碍其进一步发展的瓶颈（刘湘云等,2003)。如何缓解中小企业融资约束的问题,一直是
困扰我国理论研究者和政策制定者的难题.
实践中,我国政府一直在探索各种扶持中小企
[收稿日期]2009—08—27
(70732004);国家软科学研究计划［基金项目］国家自然科学基金重点课题“新企业创业机理与成长模式研究”(2008GXS5D106);南开大学“985工程"专项课题
［作者简介］黄福广(1963—),男，河北唐山人，南开大学商学院财务管理系教授，博士生导师，研究方向是公司财务学、证
券投资等；李西文（1978—）,女,河北沧州人，南开大学商学院博士研究生,研究方向是公司财务学与风险投
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资.
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还能够提供内部管理、外部市场开拓等服务,对企业经营起到监管作用。研究表明,风险资本的参与能够通过多种渠道提高企业的经营业绩.Gorman和Shalman(1989）认为,风险资本的参与能够减轻投资者和企业之间的信息不对称,加强监督的效果.Flynn和Forman（2001）研究认为，风险资本能够提供对处于初期的风险企业业绩有积极影响的增值服务.Brav和Gompers(1997)则认为，风险资本对中小企业的质量起到了证实作用(Certification),由此缓解了企业的融资约束。
尽管相关理论研究较为丰富,但研究风险资本持股对中小企业融资约束影响的实证文献却较少。由于风险资本扮演的角色越来越重要,为,，，我们在析，.然后，根据投资支出—现金流模型，结合深圳中小企业板上市公司的特征进行了实证检验。实证研究结果表明,我国中小企业板上市公司总体上存在融资约束.相对来讲,有风险资本持股的企业所受的融资约束程度较轻,但与无风险资本支持的企业相比并无统计上的显著差异,即风险资本持股仅在一定程度上缓解了企业的融资约束.最后,我们提出了缓解融资约束的建议和本文的研究局限。
二、文献综述与假设提出（一)中小企业的融资约束
与大型企业相比,中小企业具有如下特点:成立时间较短，信用记录不足；有形资产比例较少，抵押品有限；经营战略、发展规划等方面尚不成熟,抗风险能力弱；产品创新性强，市场前景不确定性较大。这些特点造成了中小企业面临着较为严重的融资约束问题，对此，国内外学者均给出了理论支持。Ang（1991)提出,受融资渠道的限制,小企业往往在与金融机构的谈判中处于弱势。Berger和Udell（1998）提出,年轻且信息不透明的小企业在融资时大多会依赖初始的内部融资、贸易信贷或天使投资。Kadapa2kka等（1998)以企业规模为反映融资约束的变量进行实证研究发现,大规模企业投资对现金流的敏感性大于小规模企业。
我国有代表性的研究多以上市公司为研究对象，从他们的研究结论中我们可以推导出中小企业的融资约束情况。冯巍(1999）以沪深交易所上市的
135家制造业公司1995～1997年的数据为样本进行
研究证明，内部现金流量对企业投资率存在普遍影响，低股利、国家重点企业、无主办行制度的公司其现金流量对投资的影响较大,从而验证了中国企业融资约束的存在。郑江淮、何旭强、王华(2001)从股权结构的角度对上市公司进行了实证检验,结果表明,国家股比重越低，上市公司受到外源融资的约束越不明显,而国家股比重较高的上市公司却受到了较为严重的外源融资约束、刘志远(2006）通，(）验证了在中，发现内部资本市场规模小、、控制权和现金流权分离程度小的民营集团的成员企业所面临的融资约束比较大。黎来芳、黄磊、李焰(2009）利用中国上市公司1997~2006年的数据研究发现，在中国当前的制度背景下，企业实施集团化运作能够有效缓解融资约束。郭丽虹、马文杰(2009)以沪深上市的制造业企业为研究对象,用动态面板数据模型估计发现，民营上市公司与国有上市公司相比，企业投资对现金流量的敏感系数更大。钟田丽、弥跃旭、王丽春（2003)提出，信息不对称会影响企业的融资成本、融资结构和融资行为，银行对于中小企业特别是成长较快的中小企业的贷款限制较多,导致其融资更加困难.连玉君、苏治(2009）实证研究表明,大规模公司和东部地区上市公司面临的融资约束和融资不确定性较低,而小规模公司和西部地区上市公司的融资约束有逐渐加剧的倾向。
一般来说，金融理论认为，小公司和大公司之间在融资约束方面有诸多区别,因此很多研究将公司资产规模用作度量融资约束的变量，如Almeida、CampelloandWeisbach（2004）与Gilchrist、Simmon、Him2melberg（1995)等。在实践中,与主板上市公司相比，中小企业板上市公司的产生与发展特点与民营中小企业较为类似,其特点之一就是国有股比例较低.据我们统计,2004年持国有股的企业占全部中小企业板上市公司的比例虽然将近50%，但其持股比例均值约为10％,并不构成重要影响。2004年以后，国有股基本上已退出中小企业板（虽然国有股持股比例较高,但国有持股企业所占比例均小于2%,其中2006年2家,2007年1家)。与大企业相比，中小企业的显著特征在于规模小.调查显示，由于中小
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企业设立的门槛逐步降低，使得企业规模逐步减小。小企业与大企业相比，一个显著差异在于中小企业通常具有较高的成长性(崔学刚和杨艳艳,2008)。规模较小、成长较快、市场不确定性较高、信息不对称严重、还没有能力形成大的集团内部资本市场的中小企业,理论上应该会表现出较强的融资约束。因此，综合前述理论研究,我们提出假设1。
假设1：所有中小上市公司均存在融资约束。（二)风险资本持股企业的融资约束目前直接研究风险资本能否缓解融资约束的文献并不多,很多学者间接给出了相关结论.国外文献中,Schumpeter（1911)认为金融中介提供的服务,如调动储蓄、评估项目、管理风险、为交易提供便利等，少的.King和Levine,观点。Love（2001)，企业尤其是小企业的融资约束会随着一国金融发展水平的提高而降低。Berger和Udell（1998)也曾提出，当企业发展起来时,可以获得来自风险资本的权益资金与来自银行和财务公司的债务资金等间接融资,与初创期的企业相比其融资来源更为丰富。Solomon等(2002)与Bian2chi、MarcelloandEnriques（2005)研究表明，机构投资者积极支持进行公司治理改革,从而提升了公司价值。Flynn和Forman（2001)研究认为，风险资本能够帮助企业获取主要资源,如对外部环境进行分析、参与制定战略与经营计划等,这些增值服务对处于初创期的风险企业的业绩有积极影响。Gorman和Shalman（1989）提出,风险资本的积极参与减轻了投资者和企业之间的信息不对称程度,加强了监督的效果。Barry等(1990）认为,风险资本家在选取可行的投资项目时有着极为严格的标准,这使得其支持的公司一般都有良好的业绩和较大的增长潜力。Brav和Gompers(1997)提出，风险资本能够发挥证实(Certification）作用，缓解企业的融资约束。国内研究也从侧面推导出了风险资本对缓解融资约束的作用。张纯和吕伟(2007)认为,市场关注程度的提高能显著降低融资约束，实证研究也支持了这一结论。尹福生(2004)提出，作为权益投资形式的风险投资制度有较强的解决信息不对称问题的能力，是最适合中小企业(特别是在其初创期和发展早期)的融资方式。因此他指出，风险投资作为权益融资方式，是解决中小企业融资难问题的合适选择。・82・
风险投资机构（VentureCapital，VCs)是证券市场的重要参与者，作为一种特殊类型的金融中介机构，其资金实力雄厚,管理经验丰富，以追求高风险、高回报为特征,已经成为经济发展的重要推动力，越来越受到社会各界的关注。正因为如此,风险投资虽然起步较晚，但发展迅速，已经成为中小企业融资和上市的重要筹码。我们推断,随着我国对风险资本的政策倾斜和市场关注度的提高，风险资本可以为企业注入新的发展动力,。
假设，有风险资。
（本文的研究目的是检验我国中小企业板上市公司是否面临融资约束,以及有风险资本持股组(简称有VC组）和无风险资本持股组（简称无VC组)之间的融资约束程度是否存在差异。对于检验结果,我们将结合前人的研究成果、我国的市场环境和中小企业板上市公司的特征进行合理解释。
实证研究采用多数研究使用的方法。首先对样本进行处理,将全样本根据是否存在风险资本持股进行分组，分为有风险资本持股组(有VC组)和无风险资本持股组（无VC组)两个子样本。然后,根据全样本、两个子样本，分别利用我们设计改进的投资支出-现金流模型进行实证分析,检验在总体上中小企业是否存在融资约束，并比较两组样本融资约束的差异。最后,我们根据实证结果，给出理论解释和相应建议。
(二)样本情况
1。全样本。我国深圳中小企业板市场从2004
年启动至今仅有5年时间,出于对样本量和检验效果的考虑,我们利用Wind资讯金融终端选取了2004～2008年在深圳中小企业板上市的所有公司2008年12月31日的截面数据作为全样本，共273
家。考虑到金融行业的特殊性,将其剔除，剩余272家。值得说明的是，为了消除异方差,资产总额采用的是滞后一期即2007年12月31日的数据。此外,我们还利用国泰安研究服务中心的数据对个别数据进行了补充,如托宾Q值。
2.子样本.为了比较VC持股与否对融资约束程度的影响,我们将样本分为两组,分别为有VC组和无VC组。划分标准是看样本公司的前5大股东中是否含有风险投资机构,其中，风险投资机构是根
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据公司名称是否含有创业投资、风险投资、创新投资的字样选取的(为了确保结果准确,我们逐个登录公司网站进行了确认)，证券投资、基金公司不列入风险投资机构范围。对于带有投资咨询、科技开发、信用担保等字样可能属于风险投资机构的，我们检索了中国风险投资网、中国资金网等公布的相关资料。对于明确说明具有风险投资性质的,我们将其所投资公司作为有VC持股的公司样本，否则计入无VC持股的公司样本。初步分组的结果是,有VC组68家,无VC组204家.
表1　上市日期分布全样本无VC组
年度
频率比例频率比例
合计263195100。0　　注：2004年为中小企业板启动年度。
有VC组
频率比例68100.0
（三)变量选择
Fazzari、Hubbard和Petersen（FHP,1988)对融资
约束做出了开创性的研究,他们以股利支付率衡量
公司所受融资约束的程度,通过对美国421家制造业公司进行实证研究，证明了与高股利支付率的公司相比,低股利支付率公司的投资-现金流敏感性更高，即受融资约束较严重的公司其投资—现金流敏感性相对更高。Fazzari和Petersen(1993)、Gilchrist和Himmelburg（1995）标准，得与果。Chapman等（(和Renneboog、英国等企业数据研究了，结果表明,投资对现金流量.
Kaplan和Zingales（KZ,1997）对上述研究提出了质疑，他们在理论分析了投资—现金流敏感性与融资约束的关系后认为，两者之间并不存在单调的相关关系。并且以融资约束最严重的49家公司为研究对象进行了实证研究,结果发现，融资约束与公司投资—现金流敏感性之间呈负相关关系。Cleary（1999)为了避免单一分类带来的局限性,使用判别式法构建了多重指标来综合反映融资约束程度，研究结论认为，企业投资与财务因素直接相关，较高信用价值（基于传统财务比率）的企业具有较高的投资—现金流敏感性，而较低信用价值的企业具有较低的投资—现金流敏感性，从而支持了Kaplan和Zin2gales(1997)的结论.Hayashi(1982)、Alti（2003）也得出了投资—现金流敏感性不是存在融资约束必要条件的结论。Erickson和Whited（2000）针对美国上市公司的研究表明，若合理控制TobinQ的衡量偏误，则现金流对投资支出并不具有显著影响.Gomes（2001）通过模拟分析从理论上证实了这一结论.在此基础上，也有学者提出利用现金—现金流敏感性衡量融资约束。Almeida等（2004)理论分析表明,融资约束公司将表现出强烈的现金—现金流敏感性,而非融资约束公司的现金持有政策则不受现金流量多少的影响,也不会表现出现金—现金流敏感性。连玉君、苏治、丁志国（2008)采用广义矩阵估计方法（GMM)合理控制了模型的内生性偏误，指出受融资约束的公司表现出了强烈的现金-现金流敏感性,而非融资约束公司则没有表现出这种特征，从而认为现金—现金流敏感性可以作为检验融资约束假说的依据。
・83・
全样本和子样本上市日期分布见表1。经独立样本T检验,无VC组与有VC组的上市日期分布情况在5%水平上不存在显著差异（p=0.076)。由表1可见，2007年为中小企业IPO的热发年度。受全球金融危机的影响，2008年IPO公司较少。
对各样本所在行业进行初步描述性统计后发现，综合类（1个)、建筑业（51个）和交通运输、仓储业(3个）在有VC组分布的概率为0.为了便于比较，我们将其剔除,剩余无VC样本为195家。然后，我们对三个样本进行了再次描述性统计分析(表2）。三组数据分布规律相似,在中小上市公司中归属制造业的占绝对优势,其次为信息技术业，其他行业分布零散。
表2　行业分布全样本无VC组有VC组
行业
频率比例频率比例频率比例
农、林、牧、渔业51。921。034.4房地产业51。942.111.5社会服务103。884。122。9传播与文化产业20。810.511。5采掘业31。121。011.5制造业20778.716082.14769。1电、煤、水供产业20。810.511.5信息技术业218。0115。61014。7批发和零售贸易83。063。122。9合计263100.0195100.068100.0　　注:参见证监会分类标准。
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FHP方法虽然受到很多批评，但几经改进后仍
然为许多研究者所用。因此,本文根据Fazzari、Hub2bard、Petersen（1988）与Hubbard（1998）等文献,仍沿用FHP的做法，并增加了公司年龄等作为控制变量。
(1)因变量。本文的因变量为投资支出与总资
周期对企业融资是有影响的。Fluck等(1997）进一步研究发现,企业不同生命周期阶段的外源融资在融资总额中所占比例呈现U型变化.因此,这里我们控制了公司成立年限(公司年龄）,将其作为衡量生命周期的代理变量.中小企业板上市公司大多为成长型企业,成立年限平均为8年,分布在2~20年之间,我们推断投资支出会随公司年龄的增加而减少.
（四）模型设计在Fazzari、Hubbard、1988)和Kapplan、Zingales(）,考虑到营运资Fazzari和Petersen,,我。为了反映VC的影响,我们将对全样本和子样本分别进行检验。
IΠA=α+βA+β1TQ+β2SG+β3CFOΠ4Year+βΠA+ε5WC
其中,I为投资支出，是指为购建固定、无形和其他长期资产所支付的现金;A为上年度总资产；TQ为托宾Q值，TQ=市值Π总资产账面价值,市值为股权市值加上负债净市值;SG为营业收入增长率;CFO为经营现金流量；Year为公司年龄,即成立年限。
四、实证检验为了更清楚地了解各变量之间的关系,我们利用全样本和子样本数据对统计变量进行了描述性统计。
（一）描述性统计结果
从整体看,投资支出均值明显大于现金流均值，说明投资支出明显大于内部现金流供给，存在外部融资需求。从单个指标均值看,有VC参与的企业投资支出与现金流量均值略高。从均值差异看,无VC组较大，有VC组较小，表明有VC组的融资缺口较小。从托宾Q值和营业收入增长率均值反映的长期投资机会和短期投资机会来看,无VC组长期投资机会较少而短期投资机会较多，有VC组则恰恰相反。从营运资本看，有VC组均值较高，反映出有VC参与的企业营运资本挤占固定投资支出较多。从公司年龄来看,有VC组的均值较小,从一定程度上反映出了VC具有逐名动机(Grandstanding）。这是Gompers（1996)提出的著名假说,主要观点认为，年轻的风险投资公司为了建立声誉,并进行下一轮融资,有可能过早地推进企业上市。
股利支付率是验证融资约束时使用较早也较多
产之比。这里的投资支出指的是企业购建固定资产、无形资产和其他长期资产支付的现金,用I表示。为了控制方程中可能存在的异方差现象和使指标数据具有可比性,在这里以总资产作为基数，记为A.
(2)自变量。一是内部现金流水平。这里我们选择经营活动产生的现金流量作为代理变量（冯巍，1999）。在Fazzari等的基础上,我们使用经营活动产，-重程度。。
二是托宾Q值,2007;连玉君和程建，2007；郭丽虹和马文杰，2009)。在模型中引进托宾Q值，目的是为了衡量公司潜在投资机会对投资需
求的影响。该指标来自国泰安数据库的托宾Q值，以市价除以期末总资产来计算.市价是根据股权市价加上债务净值计算的,其中股权市价计算时涉及到的非流通股市价以流通股市价计算,该指标以
TQ表示。长期投资机会越多，投资支出就会越多,
因此两者应该表现为正相关.
三是营业收入增长率,以当年营业收入与上一期营业收入之差与上一期营业收入之比来衡量。这个指标通常用来表示短期投资机会，如果投资额与该指标成正比,则说明投资会受投资机会的影响。我们借鉴郭建强和张建波（2009)的做法，用此指标反映营业收入成长对投资水平的影响。与盈余Q一样，该指标也表现出了与投资支出正相关的特征。
(3)控制变量。一是营运资本。计算方法是流动资产减去流动负债后的余额,然后除以总资产。Fazzari与Petersen(1993)认为，营运资本在融资过程中是与固定投资相竞争的，因此会加大企业的融资约束(与投资支出负相关)，并给出了实证支持。所以,本文将其作为一个控制变量。
二是成立年限。由于成立年限不同，企业所处的生命周期可能不同，而不同生命周期企业面临的融资约束状况会存在差别.Anthony与Ramesh(1992）以销售增长率、资本支出率两个财务指标来划分企业所属的生命周期阶段,据此我们推断生命・84・
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的分类变量，本文将其作为稳健检验的分组变量。从均值看，有VC组略低于无VC组,即有VC组所受融资约束的程度较轻.
全样本均值中值中值与均值略有差异，但由于样本量远大于30,所以仍然可以将样本近似看作正态分布，使用最小二乘法法(OLS)进行回归分析。
有VC组均值中值表3　描述性统计
指标
样本标准差N无VC组均值中值标准差N标准差　　注：E为股利支付率，在稳健性检验时作为分组变量,N　　(二）相关性分析
1。全样本。长率、现金流、,而托宾Q、。从方向上来看,托宾Q、营业收入增长率、现金流与投资支出的相关系数为正,而营运资本支出、公司年龄与投资支出的相关系数为负，与我们的推测结果一致。
2。无VC样本.在无VC样本中,现金流与资本支出显著正相关,其他变量与投资支出的相关性较低。从方向看，营运资本和公司年龄均与投资支出的相关系数为负，Q值、SG与投资支出的相关系数为正,这与我们的理论推演一致。
指标IΠA无VC
有VCTQ无VC
有VCSG无VC
有VC
表4　Pearson相关性检验IΠATQSGCFOΠA111
0。0620。0520。1110.126
3
3。有VC样本。在有VC样本中，托宾Q、营业
WCΠAYear
1110.315
3
111—0。1030。24433333333
0。1230.152
0。115
33
增长率、现金流、营运资本、公司年龄与投资支出的相关性均不显著,而且与全样本和无VC组相反,营运资本支出与投资支出的相关系数为正。我们认为,原因可能是,有VC支持的企业其营运资本支出并没有形成对固定投资支出的竞争威胁,反而提供了支持.这种支持可以解释为:因为样本中含有营运资本为负的公司样本(占有VC样本总量的10.4%)，这部分样本的流动负债超过了流动资产，从而为固定投资支出提供了部分现金流，也可以理解为在一定程度上缓解了融资约束。
(三）模型的检验
为了保证结果的有效性，我们利用Casewise法分别对三个样本进行了检验,并剔除了样本中的异常值（标准为3个标准差）。考虑到可比性,首先剔除了子样本中9个不匹配的行业样本。剩余样本再运行后,剔除无VC组样本中的无效数据1个，共剩余194个;剔除有VC样本中无效数据1个，剩余67个.最后，全样本有效样本数量为261个.
1。全样本.模型如下:IΠA=14。655+0。067TQ+0。035SG+0。154（)（)()()
0.000
0.891
0.007
0。000
0.1993333
CFO无VC0.1983333A
有VC0。2040.3133—0.0300。37933
33
WCΠA无VC-0。0630。328
有VC0。0860.56933
1110.020—0。09533
CFOΠA-1.580WCΠA-0。419Year+ε
(0.213)
(0.008)
111-0.033-0.010—0。091
111
0.215
-0。1433-0。0630。002
Year无VC—0.134-0。0410.026
有VC—0.179-0。142-0.126
3
33
0。0550。0400.099
　　注：、分别表示在5％、1%水平上显著。
结果表明,方程整体显著性非常高(p=0。000）,
具有显著统计意义.TQ与WCΠA系数不显著,说明长期投资机会与营运资本对投资支出的影响不大,其他系数均非常显著.WC系数为负，与Fazzari和Petersen（1993)的研究结果是一致的.这说明，中小企业的营运资本对投资确实存在负向影响，只是影响较小。从CFOΠA系数来看,投资—现金流量表现出很强的敏感性，即中小上市公司总体上存在严重
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的融资约束.从SG系数来看,这一系数显著为正，表明营业收入增长率对投资支出起到了正向作用,说明短期投资机会刺激了投资支出。Year系数为负且显著，说明企业生命周期对投资支出有影响,且随着企业逐渐成熟,投资支出开始减少。总体来看，可以认为结果支持了假设1,即中小企业上市公司存在融资约束.
2.无VC组。模型如下：
IΠA=14.555+0.04TQ+0。037SG+0.162CFOΠ
（0。000）
(0.942）
（0.008）
（0.001）
司成长性较好,但说服力不够.
表5　模型检验结果
变量或参数全样本无VC组有VC组
333333333
常数333333
333333
33333
2
2
R
333
　　：1。
A-1。824WCΠA—0。401Year+ε
（0.224）
(0.031）
无VC组子样本检验结果表明，方程整体显著
性很高(p=0。001),具有显著统计意义一致，TQ与WCΠA系数不显著，大。WC,非常显著。从CFO,投资—现金流量表现出较强的敏感性。SG、Year系数的方向和大小与全样本结果基本一致。
3.有VC组.模型如下：
IΠA=14。911+0。157TQ+0。018SG+0.132
(0.000）
(0.905）
(0。672）
（0.143)
。为了比较两组子样本是否存在显
，我们利用独立样本T检验进行了方差分析,
结果发现，自变量、因变量与控制变量在两组中均不存在显著差异.尽管方程显示有VC组与无VC组融资约束有差异,但这一差异并不显著。表6显示,Levene’s检验结果为P>0.05，方差齐性，T检验的P>0.05,表明两组数据均不存在显著差异。
指标
IΠATQSGCFOΠAWCΠAYear
CFOΠA—0。596WCΠA-0.480Year+ε
(0.832）
（0。134）
表6　独立样本T检验结果
Levene’s检验T检验
FPT自由度P(双尾)
0。4130。0421。8450。1080。3190。5210。1760.7420。3180。3780.2182592592582592590。7510。2870。7060.8270.1450.838—1。068
有VC组子样本检验结果显示,方程未通过显
著性检验(p=0。353）。与全样本和无VC组样本表现出很大的差异,TQ与WCΠA系数也不显著，且系数相差很大，说明有VC支持的企业其投资机会对投资支出的影响加大了,而营运资本对投资支出的影响却减小了。WCΠA系数为负,结果与全样本、无VC组一致。CFOΠA系数明显减小,表明投资-现
0.572—1.461
（四）多重共线性与稳健性检验
1.多重共线性的问题.经过对模型的多重共线
性诊断,发现三个方程的VIF均小于2,条件数（Con2ditionNumbers）均小于10,因此可以认为不存在明显
金流量表现出的敏感性较差,从而验证了假设2.此外SG、Year系数均不显著。综合来看，我们没有发现有VC支持企业存在显著融资约束的证据。
4。对结果的比较分析。从表5可以看出,在全
的多重共线性。
表7　共线性检验结果
项目
VIF最大值条件数
全样本1.2797.850
无VC组1.2467.534
有VC组1。5919.811
样本和无VC组子样本中公司投资与现金流均显著正相关,而在有VC组子样本中则不显著，存在较大差异。对于无VC支持的企业来说，融资约束程度较高，外部融资更加困难，企业在投资决策时更关注内部现金流的水平,表明企业投资对现金流的变化异常敏感。VC的加入在一定程度上缓解了外部融资难的问题,企业投资对内部现金流的依赖相对较小，使得投资—现金流的敏感性较低。三个样本中,托宾Q的回归系数不显著，但均为正,说明中小板上市公司的投资能够反映公司未来的投资机会,公・86・
2.稳健性检验。为了检验分组的意义，我们按
照Fazzari、Hubbard、Petersen(1988）检验融资约束的
方法对有VC组、无VC组进行了再分组,以股利支付率20％为界，将其进一步划分为高股利组和低股利组,再分别对模型进行检验。结果发现,有VC的低股利、高股利组方程均不显著,且系数不显著,无
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2009年10月第31卷第10期
　　　　　　　　　　　　　山Π西Π财Π经Π大Π学Π学Π报　　　　　　　　　　　　
,2009
Vol.31No。10
VC的低股利组显著,高股利组除常数项外系数均不
显著。可见,VC分组是有意义的。
3。内生性问题。Heckman（1979）指出，如果一个决策是内生的,则会产生有条件的选择样本，此时OLS的估计系数会产生样本选择偏差（SampleSelec2tiveBias），而这可能导致结果不可靠。样本选择偏差是指在样本选取时因数据的局限或取样者的个人行为而引起的偏差.在本文中，很可能VC选择了业绩好的企业作为投资对象，那么我们就不能认为有VC组的融资约束较轻是VC发挥了作用。
根据Huang等（2009）的研究结果，在IPO前后三年里有VC支持的中小企业板上市公司业绩与无VC支持的企业业绩并没有显著差异。因此,照组出现的融资约束差异,了筛选，，显,(Huang等,2009）。也就是说,在VC希望选择高质量企业的同时，高风险的中小企业也倾向于选择VC融资，而并不是业绩好的企业倾向于选择VC融资。
五、结论
利用中小企业板上市公司2008年的数据，我们分别检验了全样本公司、有VC参与和无VC参与公司的融资约束情况。结果发现，总体上,投资支出—现金流表现出了较强的敏感性.按Fazzari等的理论推理，中小企业板上市公司整体存在较强的融资约束问题.分组检验结果显示，与有VC组数据相比,无VC组的投资支出—现金流敏感度更高,即无VC支持的公司所受的融资约束更加严重。
[
经独立样本T检验发现，尽管两组的融资约束
存在差异，但结果并不显著。我们认为，之所以VC持股没有显著地减轻融资约束,与我国资本市场的发展状况有很大关系.近几年风险资本市场在我国发展较快，但受经济和金融体制改革所限,风险资本并没有如发达国家那样深度参与企业管理,至少在短期内没有提升企业的业绩(Huang等，2009)。当然,由于数据是在金融危机背景下产生的，因此金融,,除,，最重要的是要大,积极引导其参与企业监管,为企业提供更多的增值服务，缓解中小企业的融资约束。当然，这需要理论工作者、政策制定者和市场实践者的共同努力。
受样本限制，分析时我们采用的是截面数据，这可能会影响结论的推广，但截面数据可以从一定程度上消除市场波动造成的数据不可比性。考虑到2008年金融危机的影响,结论具有一定的现实意义。金融危机造成的中小企业板乃至主板市场整体不景气,也可能是风险资本没有显著减轻融资约束的一个原因。随着中小企业的发展和创业板市场的启动,未来可以利用面板数据和创业板市场数据做进一步分析。另外,虽然我们进行了稳健性检验,但采用投资支出—现金流敏感度作为衡量投资约束的代理变量