融资约束、债务能力与公司业绩*
李 科 徐龙炳
内容提要:本文利用短期融资券的推出作为自然实验研究金融创新引起的公司融资
约束变化对公司经营业绩的影响，从而为金融发展与经济增长的关系提供微观证据。基
于金融发展与经济增长关系中“分配金融资源”的理论观点———金融发展能够更加有效
地分配资金资源，减少公司的融资约束，增加公司的业绩，本文提供了这一经济作用机制
的实证证据。本文发现当短期融资券成为企业潜在的融资工具后，能够利用这一金融工
具的企业在负债能力和投资能力方面有了大幅提高，其经营业绩也得到大幅增长。本文
的证据表明金融工具创新和金融市场发展对公司价值产生了显著影响。
关键词:短期融资券 金融创新 融资约束 金融发展 经济增长
* 李科，上海财经大学金融学院，上海证券交易所博士后工作站，邮政编码:200120，电子信箱:rocksonlee@ yahoo． cn;徐龙
炳，上海财经大学金融学院，邮政编码:200433，电子信箱:xlb@ mail． shufe． edu． cn。作者感谢国家自然科学基金项目(71073100，
70803027，70873080)、教育部新世纪优秀人才支持计划项目(NCET-07-0533)、上海市重点学科建设项目(B802)和上海财经大学
“211 工程”三期重点学科建设项目的资助。李科特别感谢上海财经大学优秀博士学位论文培育基金项目资助。感谢匿名审稿人
的宝贵意见，文责自负。
一、引 言
改革开放以来中国经济取得了奇迹般的增长，尽管中国的金融市场近几十年来也经历了巨大
的变化，但是相对于经济增长，金融市场的发展相对缓慢。如果不发展金融市场，经济也能取得高
速增长，那么，为什么我们需要金融发展? 也就是说，金融发展对经济增长贡献了什么? 如果金融
发展对经济增长有所贡献的话，那么这种影响又是如何发生的? 金融发展与经济增长的关系如此
重要，因此，无论是学术界还是政府都越来越关心金融市场的发展对经济发展的影响以及这种影响
是如何发生的。具体而言，本文依据金融发展与经济增长关系中“分配金融资源”的理论观点实证
检验如下两个问题:(1)如果金融创新为公司提供了更多的融资渠道，那么融资渠道增加会影响公
司的经营业绩吗? 即金融创新引起的公司融资约束减少能够创造公司价值吗? (2)如果金融发展
能够缓解公司融资约束从而促进经济增长，那么这种影响在微观上是如何实现的呢? 即通过什么
样的经济作用机制公司融资约束变化对公司经营业绩产生影响?
金融发展与经济增长之间的关系一直以来是经济学家们争论的重要话题。一些经济学家认为
金融发展对于经济增长是重要的，金融发展有助于风险的交易、资本分配、监督管理者、增加储蓄以
及增加商品和服务的交易，因此能够促进经济增长(Schumpeter，1911;Goldsmith，1969;Levine，
1997)。与此相反，另外一些经济学家对这一观点表示怀疑，认为金融发展只是经济增长的结果而
不是原因，经济增长预示着经济前景看好，金融市场预测到这种前景从而提供其发展所需的资金，
因此金融发展只是预测了经济的发展，而并非经济增长的原因(Robinson，1952)。Lucas(1988)也
认为经济学家们夸大了金融发展对经济增长的影响。
对金融发展与经济增长关系的实证研究可以追溯到 Goldsmith (1969)、McKinnon (1973)和
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2011 年第 5 期
Shaw (1973)，他们的实证证据表明经济增长越高金融市场越发达。但这些证据并没有解决金融发
展是否能成为经济增长的原因的问题。自从 King ＆ Levine (1993a)开始研究金融发展与经济增长
之间的因果关系以后，研究者们开始提供大量的实证证据说明金融发展对经济增长的影响
(Jayaratne and Strahan，1996;Rajan and Zingales，1998;Bekaert et al，2005;Levine and Zervos，
1998)。Levine (1997)总结了金融发展与经济增长关系的各种观点，以及金融发展影响经济增长
的各种经济作用机制。其中，一种重要的经济作用机制是“分配金融资源”:金融市场发展有利于
发展经济的一个重要逻辑在于金融市场发展能够更加有效地分配资金资源，减少公司面临的融资
约束，从而增加公司的效率和业绩(Greenwood and Jovanovic，1990;King and Levine，1993b)。尽
管在理论上“分配金融资源”的观点非常坚实，但是在实证中检验金融发展和经济增长关系存在着
巨大障碍———内生性问题。因此，仅有很少的研究提供这种经济作用机制的证据说明金融发展对
经济增长的影响。解决金融发展与经济增长的内生性问题的一种方法是研究金融发展对经济增长
影响的具体的微观经济作用机制，并提供这种经济作用机制的可靠实证证据(Rajan and Zingales，
1998)。国内学者对中国金融发展与经济增长之间的关系也进行了大量检验，绝大多数研究都发
现金融发展与经济增长有显著的正向关系(谈儒勇，1999;沈坤荣和孙文杰，2004;曹啸和吴军，
2002;康季军等，2005)，但是，这些研究没有关注金融发展对经济增长的具体经济作用机制。本文
致力于检验金融发展对经济增长的因果关系，提供金融发展对经济增长具体经济作用机制的实证
证据。本文补充和发展了先前的诸多研究。Jayaratne ＆ Strahan (1996)利用美国银行业自由化作
为自然实验研究金融发展对经济增长的影响，与之相似，本文使用短期融资券的金融工具创新作为
自然实验。但是，与他们的重要差异在于:本文关注于更加微观的实体经济部门，并提供证据说明
金融发展通过实体经济部门的行为影响经济增长的经济作用机制。Rajan ＆ Zingales (1998)提供
了证据说明金融发展减少了企业融资成本从而促进了经济增长，但是他们使用行业的特性指标来
度量外部融资依赖程度研究金融发展对经济增长的影响，这种度量方法受到了不同国家行业生命
周期的影响。而本文使用自然实验，依据具体的政策要求度量融资约束是否发生变化，因此本文的
证据更少受到内生性的影响。
本文的分析也有助于理解金融创新如何缓解公司融资约束，进而影响公司的经营行为。由于
融资约束不能被直接观测到，因此融资约束对公司行为的影响还存有较大争议。其中，最主要的争
议领域在于公司投资对现金流的敏感性。从 Fazzari et al(1988)开始讨论投资-现金流敏感性以来，
许多研究者相信投资-现金流量敏感性能很好反映融资约束。然而另外一些经济学家对这一信念
提出了质疑(Kaplan ＆ Zingales，1997;Gomes，2001;Alti，2003)。Kaplan ＆ Zingales (1997)依据
其建立的 KZ 指数发现融资约束和投资-现金流量敏感性负相关，投资-现金流量敏感性不能很好反
映融资约束。尽管对融资约束的度量没有确定统一的标准，但是许多研究发现融资约束影响了公
司价值(Lamont et al，2001;Baker et al，2003)。国内对融资约束的影响也进行了一些研究，包括
从不同角度研究融资约束对投资的影响(郑江淮等，2001;魏峰和刘星，2004;李延喜等，2007)，以
及对公司行业竞争策略的影响(李科和徐龙炳，2009)。与先前的研究不同，本文基于金融工具创
新引起公司融资约束的变化，通过检验公司行为和经营业绩对融资约束变化的反应，提供融资约束
对公司行为和价值影响的实证证据。
2005 年短期融资券的推出为本文的研究提供了理想的实验背景。首先，这一金融工具创新的
出现解决了实证研究融资约束影响的内生性问题。2005 年中国人民银行推出短期融资券的目的
在于改变直接融资与间接融资比例失调、疏通货币政策传导机制、防止广义货币供应量过快增长、
维护金融整体稳定。从目的可以看出这一政策并不是部分上市公司为了获取更多的融资来源而推
动货币当局通过的，因此，对于上市公司来说，短期融资券的推出是具有外生性的，新融资工具的出
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李科、徐龙炳:融资约束、债务能力与公司业绩
现引起公司融资约束的变化也相应地具有外生性。另外，由于公司能否发行短期融资券依赖于其
信用等级高低，因此，公司信用等级能够成为一种外生工具度量短期融资券推出对公司融资约束变
化的影响。其次，这一金融工具创新的出现有助于研究融资约束的变化如何影响公司的经营业绩，
因此能够进一步识别融资约束与公司经营业绩的因果关系。通过观察受金融工具创新影响较大的
公司和受影响较小的公司在公司融资行为和经营行为变化上的差异，本文能够为公司融资约束对
经营业绩的影响提供更有说服力的证据。
基于中国上市公司 2002—2007 年的样本数据，本文发现公司融资约束的改善对经营业绩产生
了显著的正面影响。从经济意义上来说，这种影响是显著的:在短期融资券推出后两年间(2006—
2007 年)，平均来说，相对于信用等级较低的公司(融资约束改善较小的公司)，信用等级较高的公
司(融资约束改善较大的公司)在公司经营业绩方面增长更快，资产收益率(ROA)相对提高了约
4%，销售收益率(ROS)相对增长了约13%。作为公司融资约束与经营业绩的进一步证据，本文发
现短期融资券推出后信用等级较高的公司利用了这一新金融工具的潜在融资优势，提高了其负债
能力，特别是短期负债能力。平均来说，相对于信用等级较低的公司，信用等级较高公司的总负债
率和短期负债率分别相对提高了约 11%和 9%。由于负债能力的改善，信用等级较高的公司采取
了更加激进的经营策略，公司投资率和销售增长率得到了大幅提高。平均来说，相对于信用等级较
低的公司，信用等级较高公司的销售额相对提高约 2%，销售增长率相对提高了约 15%。
本文从实证上提供了金融发展对经济增长影响的新的微观证据:金融创新引起公司融资渠道
增加减少了公司融资约束，提高了公司融资和投资能力，最终对公司经营业绩产生了显著的重要正
面影响。本文对已有研究的贡献在于:第一，与大多数研究从宏观经济和金融变量的时序特征出发
研究金融发展与经济增长之间的格兰杰因果关系不同，本文从微观上利用金融工具创新外生引致
公司融资约束的变化，检验了金融发展对经济增长的因果关系并提出了新的微观实证证据，因此本
文证据中的因果关系是比格兰杰因果关系更强的因果关系。进一步，本文提供了实证证据说明金
融发展对经济增长因果关系的具体经济作用机制。第二，大量研究公司融资约束的文献关注于融
资约束对公司投资的影响，与这些研究不同，本文直接研究公司融资约束变化对公司最终的实际影
响，即融资约束对公司经营业绩的影响。第三，最重要的是，尽管有大量文献使用宏观或微观数据
对金融发展与经济增长进行了研究，但是几乎没有研究提供证据说明金融发展对经济增长影响的
具体经济作用机制，本文利用外生的金融工具创新提供了这一方面的证据。总之，本文的证据表明
金融市场上的金融工具创新能够减少公司的融资约束，进而创造公司的价值，因此金融市场发展能
够促进经济增长。同时，应当谨慎对待本文的证据，本文只是提供了证据说明金融市场发展对减少
公司融资约束、增加公司价值有显著影响，为理论上金融市场发展影响经济增长的一个具体的、微
观的经济机制提供了证据，对于宏观上经济增长的其他来源或动力(比如利润更高的投资机会
等)，本文并没有提供相应的实证证据。
二、短期融资券作为自然实验的考察
2005 年 5 月 23 日中国人民银行发布《短期融资券管理办法》，允许企业在银行间债券市场发
行短期融资券。短期融资券是指企业依照该办法规定的条件和程序在银行间债券市场发行和交易
并约定在一定期限内还本付息的有价证券。为发展货币市场而进行的金融工具创新———短期融资
券，是金融市场融资方式的重大突破，对于拓宽企业融资渠道产生了重要影响。根据 WIND 数据库
统计数据，从管理办法发布到 2008 年年底，金融市场共发行 858 只短期融资券，为企业筹集资金高
达 12054. 1 亿元。在 3 年多的时间内，短期融资券累计的融资规模已经超过同期国债融资规模的
四分之一，是同期企业债融资规模的 2 倍多，占整个债券市场发行总额的 4. 95%，短期融资券正成
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2011 年第 5 期
为中国企业获取资金来源的一个重要金融工具。
但是，并非所有公司都可以发行短期融资券，只有信用评级较高的企业才能通过这种金融工具
为企业融资。管理办法的一个重要规定是发行人应进行信用评级，聘请注册会计师进行审计，聘请
律师出具法律意见书。管理办法第十一条规定，企业发行融资券，均应经过在中国境内工商注册且
具备债券评级能力的评级机构的信用评级，并将评级结果向银行间债券市场公示。因此，短期融资
券的金融工具创新为信用等级高、信息相对透明的企业创造了融资优势。正如中国人民银行有关
负责人所言，好的上市公司治理结构相对完善、信息披露相对透明，具有成为短期融资券发行主体
的优势。优质上市公司发行短期融资券，能够有效地拓宽融资渠道、降低财务成本、提高经营效益，
还可以通过合格机构投资人强化对上市公司的外部约束，有利于改善上市公司作为资本市场微观
基础的素质，有利于资本市场的长远发展。
短期融资券的发行解决了在实证研究融资约束的影响中的两个难题，因而为研究企业融资约
束变化的影响提供了一种理想的背景。首先，如何度量融资约束。在公司金融的研究中，尽管融资
约束的定义是很明确的，但是，对融资约束的度量存在较大的争议。通常用于度量融资约束的指标
有公司规模、股利支付率、KZ 指数和公司的信用评级等(Fazzari et al，1988;Kaplan and Zingales，
1997，2000;Almeida et al，2004)，但是使用不同的度量指标得出的结论存在差异，有时甚至相去
甚远，比如 Fazzari et al(1988)和Kaplan ＆ Zingales(1997)对投资-现金流敏感性的争论。本文论证
了短期融资券的发行能够较好地解决融资约束的度量问题。在《短期融资券管理办法》中对发行
短期融资券的一个重要要求是发行机构要进行信用评级，只有信用等级较高的公司才有资格发行
短期融资券进行融资。这意味着短期融资券这种金融工具创新极大地减少了信用等级高的公司的
融资约束，但是并没有缓解信用等级低的公司的融资约束。吴育辉等(2009)发现发行短期融资券
的公司具有较好的财务状况，信用等级越高，选择发行短期融资券的概率越高。因此，使用信用评
级能够度量公司融资约束的变化。
其次，公司的融资约束具有内生性。比如在公司融资约束与经营业绩的关系上，公司融资约束
减少能够提高公司业绩，但是公司业绩提高后更有能力购买固定资产和扩大生产，这反过来使公司
能获得更高的信用评级和更多的贷款，融资约束也会相应下降。因此，即使能够观测到融资约束与
公司业绩的正向关系，也很难推断融资约束对公司业绩的因果关系。本文认为短期融资券则能够
很好解决内生性的问题。中国人民银行推出短期融资券的目的在于改变直接融资与间接融资比例
失调，疏通货币政策传导机制，防止广义货币供应量过快增长，维护金融整体稳定。因此，对于上市
公司来说，短期融资券的推出是具有外生性的，新融资工具的出现引起公司融资约束的变化也相应
地具有外生性。
三、数据、变量与计量方法
1. 数据
本文中公司财务数据主要来自于 Wind 数据库，并选取了 2002—2007 年所有 A 股上市公司的
年度数据作为研究样本。本文剔除了在 2004 年和 2004 年以后上市的公司，原因在于两次差分的
方法要求观测到事件发生前后的观测值，即 2005 年前后的观测值。另外，剔除这些公司避免了上
市初期公司在经营业绩和公司特征等方面的差异对实证结果的影响。为了避免异常值对模型分析
的影响，本文还设定每个变量按公司-年的观测值确定每年 winsorize 上下极值各 1%。
2. 变量
本文的一个重要变量是如何区分公司融资约束是否受到短期融资券推出的影响。通过事先将
整个样本区分为存在融资约束的公司和不存在融资约束的公司，比较不同类型公司在投资-现金流
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李科、徐龙炳:融资约束、债务能力与公司业绩
敏感性上的差异，这种分析方法依赖于其分类方法的合理性，不同的分类方法可能得到不同的结论
(Fazzari et al，1988;Kaplan and Zingales，1997)，因此这种检验方法并不完美。本文采用另外一种
途径定义公司融资约束的变化。本文并不从截面上区分不同融资约束类型的公司，而是从时间上
寻找使公司融资约束发生变化的外生工具，通过外生工具区分公司融资约束是否发生变化，比较两
组公司之间投资行为的差异。Lamont(1997)和Gan(2007)使用了类似的方法。
中国人民银行在 2005 年推出短期融资券，并且规定发行短期融资券必须经过信用评级，这意
味着只有信用等级较高的公司才能发行这种金融工具进行融资。吴育辉等(2009)对发行短期融
资券的公司特征进行了研究，也得出了与此一致的研究结论。因此，这种金融工具创新只对 2005
年以后信用等级较高的公司产生较大影响，而对其他公司没有什么影响。我们首先定义是否发生
了短期融资券的金融工具创新，并定义 2005 年或 2005 年以前为没有短期融资券的金融工具创新，
定义 2005 年以后为发生短期融资券的金融工具创新。如果观测值属于 2005 年或 2005 年以前，
After 等于 0，否则，After 等于 1。
其次，本文定义受到金融工具创新影响的公司。第一步，我们计算公司的信用等级。吴育辉等
(2009)、张玲和曾维火(2004)等许多文献发现修正后的Altman 的 Z 值能够较好地作为预测公司
信用等级或发行短期融资券的指标。基于这些学者的重要研究成果，本文采用这一指标评价公司
信用等级。第二步，根据修正后的 Altman 的 Z 值在任何一年将公司分为信用等级高的组和信用等
级低的组。短期融资券推出对信用等级最高的公司产生的影响最大，而对其他公司的融资状况不
会产生影响。假定将整个上市公司分为三类信用等级不同的公司，本文将信用等级最高的一组作
为受影响最大的一组，将其他公司作为受影响较小的一组。具体来说，本文定义在给定的一年公司
修正后的 Altman 的 Z 值高于 65%的分位数为信用等级高的组，其他公司为信用等级低的组(本文
也使用其他的分位数检验结论的稳健性，具体见下文)。
本文依据 Wind 数据库中公司财务数据构建本文所关心的其他变量。本文主要关心公司融资
渠道增加后，公司业绩的变化，因此，使用公司的收益质量 ROA 和 ROS 度量公司业绩，并定义 ROA
为息税前利润(EBIT)除以公司总资产的账面价值，定义ROS 为息税前利润(EBIT)除以公司销售
收入(公司主营业务收入)。
本文同样关心为什么公司融资渠道增加导致公司业绩发生变化，因此分析了公司资产负债率、
投资率和销售增长率。首先分析公司融资渠道增加后公司的负债能力是否上升，并使用公司总资
产负债率和短期资产负债率度量公司的负债能力。一般而言，公司会根据其融资来源确定其债务
风险，融资来源越多，其债务风险越小，负债能力越强，因此负债率也会相应提高。其次，分析公司
融资渠道增加后公司是否采取了更加积极的经营策略，使用公司投资率和销售增长率反映公司采
取的竞争策略。
在回归分析中我们使用一些公司特征作为控制变量。为了控制公司规模对被解释变量的影
响，我们使用几个变量控制公司规模特征。第一个变量度量公司总资产的自然对数，第二个变量使
用主营业务收入度量公司的销售规模。为了控制公司风险对被解释变量的影响，我们使用公司资
产负债率作为控制变量。为了控制公司资本存量对被解释变量的影响，使用公司固定资产率作为
控制变量。为了控制股改政策对公司变量的影响，定义虚拟变量 GuGai = 1 为公司股改完成后的观
测值。
3. 描述性统计
表 1 给出了整个研究样本以及高信用等级组和低信用等级组的描述性统计。表 1 的最左边给
出了研究的各个变量名称，第 1 列是所有上市公司的描述性统计，第 2 列和第 3 列分别给出了高信
用等级组和低信用等级组的描述性统计。高信用等级组由修正后的 Altman 的 Z 值在 2005—2007
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2011 年第 5 期
年均高于 65%的分位数的公司构成，低信用等级组由其他公司构成。
平均来说，在 2002—2007 年间公司 ROA 和 ROS 分别为 5%和 12%左右，公司总负债率和短期
负债率分别为 54%和 46%;公司经营行为方面，投资性支出占资产总额在7%以上，年销售增长率
约为 26%。根据修正后的 Altman 的 Z 值，本文将整个样本分为高信用等级组和低信用等级组。平
均而言，两个组别在经营业绩、负债状况、经营状况和公司特征方面存在显著的差异。在经营业绩
方面，高信用等级组显著好于低信用等级组。比如，高信用等级组在 2002—2008 年间 ROA 和 ROS
分别为 7%和 17%，而低信用等级组的 ROA 和 ROS 分别为 4%和 9%。高信用等级组在负债能力
方面也强于低信用等级组，高信用等级组在 2002—2007 年间总负债率和短期负债率分别为 60%
和 49%，而低信用等级组的总负债率和短期负债率分别为 51%和 44%。公司经营行为方面，信用
等级高的公司中，投资性支出占资产总额在 9%以上，年销售增长率约为 31%，信用等级低的公司
中，投资性支出占资产总额在 6%以上，年销售增长率约为 23%。
表 1 描述性统计
Variable
全样本
(1)
高信用等级组
(high credit = 1)
(2)
低信用等级组
(high credit = 0)
(3)
N Mean Std． Dev． N Mean Std． Dev． N Mean Std． Dev．
ROA 7118 0. 052 0. 090 2394 0. 071＊＊＊ 0. 112 4724 0. 042 0. 074
ROS 7111 0. 117 0. 457 2394 0. 166＊＊＊ 0. 582 4721 0. 092 0. 377
Leverage 7116 0. 544 0. 363 2394 0. 603＊＊＊ 0. 513 4722 0. 513 0. 250
Short Leverage 7116 0. 456 0. 287 2394 0. 488＊＊＊ 0. 393 4722 0. 441 0. 212
Investment 7086 0. 073 0. 086 2394 0. 092＊＊＊ 0. 100 4702 0. 063 0. 077
Sale Growth Rate 7089 0. 255 0. 666 2394 0. 309＊＊＊ 0. 728 4705 0. 227 0. 630
Log(Asset) 7118 21. 25 1. 02 2394 21. 50＊＊＊ 1. 16 4724 21. 13 0. 908
Log(Sales) 7118 20. 53 1. 41 2394 20. 82＊＊＊ 1. 55 4724 20. 39 1. 31
Tangibility 7115 0. 306 0. 184 2394 0. 362＊＊＊ 0. 191 4721 0. 278 0. 174
注:＊＊＊、＊＊和 * 分别表示 1%、5%和 10%的显著性水平。
4. 计量方法
本文跟随 Bertrand ＆ Mullainathan (2003)使用两次差分方法(differences-in-differences)，并估
计如下模型:
yit = a(afterit* high creditit)+ b(controlsit)+ Firmi + Yeart + ε it (1)
模型中各变量的下标 i 表示公司，t 表示时间。y 是被解释变量，包括公司的业绩 ROA 和 ROS，
公司的负债率和投资。解释变量中 After 和 high credit 都是哑变量，high credit 表示公司在某一
年度是否为高信用等级公司，如果公司为高信用等级 high credit 等于 1，否则等于 0，after 表示观
测到的数据是否处于 2005 年以后，如果 2005 年或 2005 年以后观测到的数据则 after 等于 1，否则
after 等于 0。Controls 表示控制变量，Firm 用来控制未观测到的公司固定效应，Year 用来控制外部
经济的变化对公司的影响。
为了控制序列相关问题，我们在本文所有的估计模型中对标准误在公司层面上进行聚集处理。
Bertrand et al(2004)认为DID(两次差分方法)在实际应用中存在严重的序列相关问题，这种序列
相关可能高估估计参数在统计上的显著性水平。通过对公司进行聚集效应处理能够减少序列相关
问题的影响。
四、融资约束影响的实证结果
(一)融资约束对公司业绩的影响
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李科、徐龙炳:融资约束、债务能力与公司业绩
1. 图表分析
图 1 和图 2 给出了融资约束变化对公司业绩的影响，以及受到短期融资券影响较大的高信用
等级组和受影响较小的低信用等级组在 2002—2007 年的经营业绩(ROA 和 ROS)的中值。从图中
可以看出在 2005 年中国人民银行推出短期融资券以后，相对于没有受到这一金融工具创新影响的
公司(低信用等级组)，受到金融工具创新影响的公司(高信用等级组)平均来说经营业绩有了更大
的提高。
在 2005 年以后，高信用等级组公司的资产收益率(ROA)和销售收益率(ROS)的中值分别从
2005 年的 5. 5%和 9%上升到 2007 年的 11%和 20%，增幅分别为 5. 5%和 11%，而低信用等级组
公司的资产收益率和销售收益率的中值分别从 2005 年的 3. 6%和 6%上升到 2007 年的 5. 5%和
9%，增幅分别为 2%和 3%。因此，短期融资券推出引起的融资约束改善提高了公司资产收益率约
3%—4%，提高了公司销售收益率约 5%—8%。
在两张图中，在 2005 年前后高信用等级组和低信用等级组公司的经营业绩在趋势上是非常相
似的，这说明中国人民银行推出短期融资券对于影响公司业绩的其他经济因素是外生的。
图 1 高低信用等级组的 ROA
2. 回归分析
金融工具创新缓解了公司融资约束，从
而提高了公司经营业绩。本小节使用第一种
信用等级分类方法检验当公司融资约束减少
后，公司经营业绩是否得到了提高，即定义
2005—2007 年间一直是信用等级高的公司为
受到金融工具创新影响较大的公司，比较受
影响较大的公司与其他公司的经营业绩对融
图 2 高低信用等级组的 ROS
资约束变化的反应。
表 2 第 1 列和第 2 列分别估计了由金融
工具创新引起的融资约束减少对公司资产收
益率和销售收益率的影响。平均来说，由金
融工具创新引起的融资约束减少对公司业绩
产生了显著的正面影响，这种影响在经济意
义上是显著的，融资约束减少后公司资产收
益率提高了 3. 4%，销售收益率提高了 7. 5%。
在回归中，我们加入了公司特征的一些控制变量，这些控制变量包括公司总资产、销售额、固定资产
率、投资率和资产负债率。在控制变量中，公司资产、销售规模、投资率和资产负债率对公司业绩产
生了显著的影响。最后，在表 2 第 3 列和第 4 列，加入了公司的股改特征检验融资约束影响的稳健
性。2005 年是中国证券市场股权分置改革开始的一年，股权分置改革对中国上市公司的影响是巨
大的，因此很有可能通过各种经济作用机制影响公司的经营业绩。在控制股改对公司经营业绩的
影响后，融资约束减少对公司业绩的影响与基本模型一致。融资约束减少仍然对公司业绩产生了
显著的正面影响，资产收益率提高了 3. 5%，销售收益率提高了 7. 7%。值得注意的是，相对于没有
完成股改的公司，已经完成股改的公司可能有更好的经营业绩，完成股改对资产收益率贡献了
1. 4%。这一影响是显著的，但股改对销售收益率的贡献并不显著。
总之，本小节的证据表明由潜在融资渠道的增加引致公司融资约束减少，最终提高了公司经营
业绩。这一证据也表明金融工具创新导致的金融发展对经济增长产生了显著正面影响。
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2011 年第 5 期
表 2 融资渠道增加对公司经营业绩的影响
Dependent Variable
ROA
(1)
ROS
(2)
ROA
(3)
ROS
(4)
After* high credit
0. 034＊＊＊
(0. 006)
0. 075＊＊
(0. 032)
0. 035＊＊＊
(0. 006)
0. 077＊＊
(0. 032)
log(Asset)
－ 0. 074＊＊＊
(0. 006)
－ 0. 136＊＊＊
(0. 037)
－ 0. 076＊＊＊
(0. 006)
－ 0. 140＊＊＊
(0. 037)
log(Sales)
0. 020＊＊＊
(0. 005)
－ 0. 156＊＊＊
(0. 038)
0. 019＊＊＊
(0. 005)
－ 0. 157＊＊＊
(0. 038)
Tangibility
0. 013
(0. 016)
－ 0. 082
(0. 098)
0. 012
(0. 016)
－ 0. 084
(0. 098)
Leverage
0. 080＊＊＊
(0. 012)
0. 800＊＊＊
(0. 140)
0. 083＊＊＊
(0. 012)
0. 805＊＊＊
(0. 142)
Investment
0. 013*
(0. 008)
0. 096＊＊
(0. 046)
0. 013*
(0. 008)
0. 096＊＊
(0. 047)
GuGai
0. 014＊＊
(0. 006)
0. 027
(0. 038)
Intercept Yes Yes Yes Yes
Firm Fixed Effect Yes Yes Yes Yes
Year Fixed Effect Yes Yes Yes Yes
R － Square 0. 524 0. 379 0. 524 0. 380
Adj R － Square 0. 425 0. 251 0. 426 0. 251
Number of Observations 7083 7078 7083 7078
注:＊＊＊、＊＊和* 分别表示 1%、5%和 10%的显著性水平，括号中是估计参数的标准误。表 3、表 4 同。
3. 稳健性检验①
第一，尽管本文更加关注实体经济的变化，但是证券市场股价的反应也是公司业绩表现的一个
重要方面。股价是未来公司盈利的贴现，如果融资约束减少确实提高了公司经营业绩，那么有效市
场理论预测企业未来现金流将反映在公司的估值中，公司当前股价将上升。实证结果显示在政策
公告日前后三天高信用等级组有更高的累积超常收益率，两组之间的差异在公告日后更加明显。
这一证据表明短期融资券为高信用等级公司提供了潜在融资渠道，这种融资约束变化对公司业绩
的影响在公司股票价格上得到了反映。
第二，本文使用第二种信用等级分类方法检验第一种分类方中实证结果的稳健性，即定义公司
在 2005—2007 年间某一年是信用等级高的公司在当年为受到金融工具创新影响较大的公司，比较
受影响较大的公司与其他公司的经营业绩对融资约束变化的反应。使用第二种信用等级分类方法
的实证结果显示由金融工具创新引起的融资约束减少对公司业绩产生了显著的正面影响，这种影
响在经济意义上是显著的，融资约束减少后公司资产收益率提高了 3% 以上，销售收益率提高了
7%以上。总之，在第二种分类方法下，由潜在融资渠道的增加引致公司融资约束减少，最终提高了
公司经营业绩。因此，两种分类方法得到的结论是一致的。
第三，当前通常使用的评价公司经营业绩的指标是 ROA(EBIT /总资产)，基于此，本文将其作
为度量公司业绩的主要指标。然而，公司业绩的各种度量指标各有其优点和缺陷，仅使用一个指标
度量公司经营业绩可能使实证结论不稳健。因此，使用其他业绩指标替代 ROA 可以使实证结论更
86
李科、徐龙炳:融资约束、债务能力与公司业绩
① 感谢两位匿名审稿人在稳健性检验方面提出的宝贵建议。另外，由于篇幅的限制，正文中没有报告其他稳健性检验的详
细实证结果。
加稳健。本文使用不同的绩效指标检验结论的稳健性，这些指标包括净资产收益率(ROE)、资本
回报率(ROIC)、每股收益率(EPS)和经营活动产生的净现金流量净额与营业收入的比率(Net
Operating Cash / Sales)。在使用这些指标替代 ROA 后，我们仍然希望检验公司潜在融资渠道的变
化对公司业绩的影响，因此我们最感兴趣的估计系数仍然是 After* high credit 的估计系数。
第四，两次差分估计方法的可靠性依赖于对公司产生影响的事件是外生的。如果对公司产生
影响的外部事件与市场或公司相关的变量存在某种联系的话，模型估计的影响很有可能是公司或
行业特征引起的(Meyer，1995)。一种情形是短期融资券推出的同时，高信用等级组和低信用等级
组的特征引起两组之间公司的经营业绩的差异，因此我们估计的系数可能是由于不同信用等级组
的特征引起而不是融资约束变化的结果。对于这种可能性，有两个理由认为估计的模型不会导致
太大的偏差:首先，模型使用了公司固定效应，这种模型已经考虑了公司和行业特征;其次，使用
propensity score matching 的方法控制公司的行业和各种特征，得出了与基本模型一致的结论。我们
对总体样本按照修正后的 Altman 的 Z 值的分位数进行不同的分类，这些分类方法的结论并没有显
著差异。这些分类方法包括:(1)根据修正后Altman 的 Z 值的 70%分位数将样本分为高、低信用
等级组别，比较两组之间的差异;(2)根据修正后Altman 的 Z 值的 35%和 65%分位数将样本分为
高、中、低信用等级组别，比较高、中信用等级组之间的差异。
第五，短期融资券属于公司短期融资的一种方式，因此，公司发行短期融资券对公司经营业绩
的影响可能受到公司债务结构的影响。为了使本文的结论更加稳健，我们在原有模型中加入了公
司债务结构作为控制变量，重新检验短期融资券对公司业绩的影响;在原有模型基础上加入了公司
债务结构的变量，即短期负债占总负债的比率和短期债务占短期负债的比率。实证结果显示，在控
制公司债务结构后，After* high credit 的估计系数与原有模型的估计系数基本一致，说明在考虑公
司债务结构的影响后，本文的结论是稳健的。
(二)融资约束对负债能力和经营策略的影响
目前为止，我们已经有证据证明改善公司融资约束能够提高公司经营业绩。尽管提供的证据
不存在内生性问题，但是如果能够提供更多的证据说明改善公司融资约束对提高公司经营业绩的
经济作用机理的话，那么就更能说明公司融资约束与经营业绩的关系。对于公司融资约束与经营
业绩关系的经济机理，我们从两个方面进行研究:一方面研究公司负债能力，即公司融资约束改善
后，公司是否改变了其负债策略，其负债能力是否得到增强? 另一方面，研究公司的经营策略，即公
司融资约束改善后，公司是否强化了竞争策略，采取了更加积极的竞争策略提高公司投资率和销售
增长率?
1. 负债能力
金融工具创新缓解了公司融资约束，而融资约束减少是否增加了公司的负债能力呢? 特别是，
短期融资券为公司短期融资提供了新的金融工具，这对公司短期负债能力产生了什么影响? 本小
节检验当公司融资约束减少后，公司负债能力，特别是短期负债能力，是否得到了提高。
表 3 第 1 列和第 2 列分别估计了由金融工具创新引起的融资约束减少对公司总负债率和短期
负债率的基本影响。平均来说，由金融工具创新引起的融资约束减少显著地提高了公司的负债能
力，这种影响在经济意义上是显著的，融资约束减少后公司总负债率提高了 12. 3%，短期负债率提
高了 9. 4%。在回归中，我们加入了公司特征的一些控制变量检验融资约束变化对公司负债能力
影响的稳健性，这些控制变量包括公司总资产、销售额、固定资产率、投资率和资产收益率。在表 3
第 3 列和第 4 列，我们加入了公司的股改特征检验融资约束变化对公司负债能力影响的稳健性。
在控制股改对公司负债能力的影响后，融资约束减少对公司负债能力的影响与基本模型一致。融
资约束减少仍然对公司负债能力产生了显著的正面影响，公司总负债率提高了 11. 5%，短期负债
96
2011 年第 5 期
率提高了 8. 9%。
本小节的证据表明由潜在融资渠道的增加引致公司融资约束减少，最终提高了公司负债能力。
特别是，由于短期融资券为公司短期融资提供了新的融资工具，因此融资约束变化对公司负债能力
的影响主要反映在公司短期负债能力上。
表 3 融资渠道增加对公司负债能力的影响
Dependent Variable
Leverage
(1)
Short Leverage
(2)
Leverage
(3)
Short Leverage
(4)
After* high credit
0. 123＊＊＊
(0. 031)
0. 094＊＊＊
(0. 024)
0. 115＊＊＊
(0. 029)
0. 089＊＊＊
(0. 023)
log(Asset)
－ 0. 050
(0. 035)
－ 0. 029
(0. 025)
－ 0. 039
(0. 033)
－ 0. 021
(0. 024)
log(Sales)
－ 0. 068＊＊＊
(0. 023)
－ 0. 048＊＊＊
(0. 018)
－ 0. 066＊＊＊
(0. 023)
－ 0. 046＊＊＊
(0. 018)
Tangibility
－ 0. 003
(0. 072)
0. 005
(0. 054)
0. 000
(0. 071)
0. 008
(0. 053)
ROA
－ 0. 462＊＊＊
(0. 108)
－ 0. 303＊＊＊
(0. 077)
－ 0. 451＊＊＊
(0. 107)
－ 0. 295＊＊＊
(0. 075)
Investment
0. 236＊＊＊
(0. 065)
0. 131＊＊＊
(0. 047)
0. 231＊＊＊
(0. 064)
0. 128＊＊＊
(0. 046)
GuGai
－ 0. 087＊＊＊
(0. 029)
－ 0. 061＊＊＊
(0. 022)
Intercept Yes Yes Yes Yes
Firm Fixed Effect Yes Yes Yes Yes
Year Fixed Effect Yes Yes Yes Yes
R-Square 0. 690 0. 712 0. 692 0. 714
Adj R-Square 0. 626 0. 653 0. 629 0. 655
Number of Observations 7081 7081 7081 7081
2. 经营策略
短期融资券缓解了公司融资约束，融资约束减少是否改变了公司的经营策略呢? 本小节检验
当公司融资约束减少后，公司是否采取了积极的竞争策略，提高了公司的投资率和销售增长率。
表 4 第 1 列和第 2 列分别估计了由金融工具创新引起的融资约束减少对公司销售规模和销售
增长率的基本影响。平均来说，由金融工具创新引起的融资约束减少显著地提高了公司的竞争能
力，这种影响在经济意义上是显著的，融资约束减少后公司投资率提高了 2. 3%，销售增长率提高
了 15. 7%。最后，在表 4 第 3 列和第 4 列，我们加入了公司的股改特征检验融资约束变化对公司竞
争能力影响的稳健性。在控制股改对公司负债能力的影响后，融资约束减少对公司竞争能力的影
响与基本模型一致。融资约束减少仍然对公司竞争能力产生了显著的正面影响，公司投资率提高
了 2. 3%，销售增长率提高了 16. 7%。
本小节的证据表明由潜在短期融资渠道的增加引致公司融资约束减少，最终提高了公司竞争
能力。
五、结 论
本文利用短期融资券的推出作为自然实验研究金融发展是否对公司价值产生了影响。利用短
期融资券作为外生的金融工具创新，本文解决了在研究金融发展与经济增长关系中的内生性问题，
因为外生的金融工具创新导致了信用等级高的公司获取了更多的潜在融资工具，但对于其他公司
07
李科、徐龙炳:融资约束、债务能力与公司业绩
表 4 融资渠道增加对公司投资与销售增长率的影响
Dependent Variable
Investment
(1)
Sale Growth Rate
(2)
Investment
(3)
Sale Growth Rate
(4)
After* high credit
0. 023＊＊＊
(0. 005)
0. 157＊＊＊
(0. 047)
0. 023＊＊＊
(0. 005)
0. 167＊＊＊
(0. 048)
log(Asset)
－ 0. 060＊＊＊
(0. 006)
0. 464＊＊＊
(0. 061)
－ 0. 061＊＊＊
(0. 006)
0. 449＊＊＊
(0. 061)
log(Sales)
0. 013＊＊＊
(0. 003)
－ 0. 768＊＊＊
(0. 055)
0. 013＊＊＊
(0. 003)
－ 0. 770＊＊＊
(0. 055)
Tangibility
－ 0. 149＊＊＊
(0. 016)
0. 055
(0. 141)
－ 0. 149＊＊＊
(0. 016)
0. 048
(0. 141)
ROA
0. 029＊＊
(0. 013)
0. 282＊＊＊
(0. 096)
0. 028＊＊
(0. 013)
0. 276＊＊＊
(0. 096)
Leverage
－ 0. 026＊＊＊
(0. 007)
－ 0. 237＊＊
(0. 119)
－ 0. 025＊＊＊
(0. 007)
－ 0. 217*
(0. 118)
GuGai
0. 008*
(0. 004)
0. 127＊＊
(0. 053)
Intercept Yes Yes Yes Yes
Firm Fixed Effect Yes Yes Yes Yes
Year Fixed Effect Yes Yes Yes Yes
R － Square 0. 543 0. 350 0. 543 0. 351
Adj R － Square 0. 448 0. 216 0. 449 0. 217
Number of Observations 7079 7082 7079 7082
没有产生影响。在这种自然实验的背景下，我们能够肯定模型所估计的系数反映了金融发展与经
济增长的因果关系。当短期融资券成为企业潜在的融资工具后，能够利用这一金融工具的企业在
负债能力和经营竞争能力方面有了大幅提高，其经营业绩也自然而然得到大幅增长。本文的证据
表明，金融工具创新和金融市场发展对公司价值产生了巨大的影响。
本文发现公司融资约束的改善对经营业绩产生了显著的正面影响。平均来说，相对于信用等
级较低的公司，信用等级较高的公司在公司经营业绩方面增长更快，资产收益率相对提高了约
4%，销售收益率相对增长了约 13%。本文进一步提供实证证据说明公司融资约束改善对经营业
绩影响的经济作用机制，并发现短期融资券推出后信用等级较高的公司利用了这一新金融工具的
潜在融资优势，提高了其负债能力，特别是短期负债能力。由于负债能力的改善，信用等级较高的
公司提高了竞争能力，采取了更加激进的经营策略，公司投资率和销售增长率得到了大幅提高。
本文的分析也有助于理解融资约束和金融创新对经济的影响。金融市场不完善导致了企业的
融资约束，限制了企业的发展，因此阻碍了经济增长。而能够解决企业融资需求的金融创新减少了
企业的融资约束，降低了企业的融资成本，提高了企业的负债能力和竞争能力，增加了企业的经营
业绩，最终支持了经济增长。
总之，金融创新引致的金融发展减少了金融市场的不完善，为企业的发展提供了更多的融资来
源，发展了实体经济，支持了经济增长。金融市场对经济发展产生了深远影响，而中国金融市场还
处于不发达的阶段，因此通过金融创新发展金融市场能够成为支持经济增长的强有力的方式。
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17
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27
李科、徐龙炳:融资约束、债务能力与公司业绩
Financial Constrains，Debt Capacity，and Firm Performance
Li Ke and Xu Longbing
(School of Finance，Shanghai University of Finance and Economics)
Abstract:In this paper we exploit the innovation of financial instrument (short-term bond) to the variation of financial
constrains of the listed companies and empirically test the effect of financial constraints on operating performance． We
handle the endogeneity problem in empirical test from two aspects． First，we use the natural experiment to identify the
causality of financial constraints on operating performance． Second，we further show the economic mechanisms，that is the
channel of allocating financial resources． We provide the evidences suggesting financial development contribute to efficiently
allocating financial resources，less financial constrains，and performance improvement． We find that after short-term bond
become a potential financial instrument of firm，the firm experience an increase in debt capacity and investment capacity，
thus a huge improvement in performance． Our evidences suggest that financial development has a great impact on corporate
value．
Key Words:Short-term Bond; Financial Innovation; Financial Constrain; Financial Development; Economic
Growth
JEL Classification:G20，G32，O43
(责任编辑:郑 健)(校对:晓 鸥
檵檵檵檵檵檵檵檵檵檵檵檵檵檵檵檵檵檵檵檵檵檵檵檵檵檵檵檵檵檵檵檵檵檵檵檵檵檵檵檵檵檵檵檵檵
)
(上接第45 页)
Total Factor Productivity Growth in China Banking Industry
under the Constraint of Non-performing Loans
Wang Bing and Zhu Ning
(College of Economics，Jinan University)
Abstract:This paper applies Metafrontier-Malmquist-Luenberger productivity index to measure the total factor productivity
growth and its components in a sample of 27 commercial banks in China under the constraint of non-performing loans over
the period 2004 to 2009，and empirically examines macroeconomic factors of productivity changes． The major conclusions
are as follows:in the technology gap ratio indicating the technology deviating from metafrontier，the tendency of state-owned
commercial banks shows V shape，while the joint-stock commercial banks go steady and the City commercial banks
escalate． TFP of China banking industry operates well． The PTC is the major source of promoting the TFP． The PTEC and
the SEC don’t go well． The TPSC shows that China banking industry trends to the frontier of CRS． The joint-stock
commercial bank is the best in the PTCU，but worst in the PTRC． The share of foreign banks and the investment in fixed
assets push forward the TFP of banks．
Key Words:Non-performing Loans;Total Factor Productivity;Metafrontier;Malmquist-Luenberger Productivity Index;
Directional Distance Function
JEL Classification:C61，D24，G21
(责任编辑:成 言)(校对:梅 子)
37
2011 年第 5 期
