2018, Vol. 44
文章信息
 | 财经研究 2018年44卷第8期 |
- 罗子嫄, 靳玉英,
- Luo Ziyuan, Jin Yuying.
- 资本账户开放对企业融资约束的影响及其作用机制研究
- A study on the effects and mechanisms of capital account liberalization on the corporate financial constraints
- 财经研究, 2018, 44(8): 101-113
- Journal of Finance and Economics, 2018, 44(8): 101-113.
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文章历史
- 收稿日期：2017-12-06
2018第44卷第8期
一、引 言
2008年金融危机之后，“反全球化”或“去全球化”的主张在学界和政策层面逐渐增多，而这一主张的积极倡导者特朗普当选美国总统后，未来的经济全球化道路更是充满阻力和不确定性。在这一背景下，全面且系统地评价有关全球化的影响显得尤为重要。金融全球化是全球化的重要内容，其价值在于促进资本在全球范围内的有效配置，但同时它也因被视为造成金融风险和金融危机在全球范围内传导的重要因素而广受诟病。为此，对增长和金融稳定的影响成为判断金融全球化绩效的核心内容。各国资本账户的普遍开放是金融得以全球化的前提。为此，对金融全球化绩效的评价很大程度上是对资本账户开放经济影响的评价。
有关资本账户开放经济影响的研究始于宏观层面，主要探讨了资本账户开放对经济增长、金融发展和宏观经济稳定的影响，但诸多研究结论是相悖的（Gourinchas和Jeanne，2006；Braun和Raddatz，2007；Eichengreen等，2011；Forbes和Warnock，2012；熊衍飞等，2015；郭桂霞和彭艳，2016）。Kose等（2009）指出，宏观层面的研究基于总量数据，忽略了企业的异质性，而这种异质性可能会导致资本账户开放在不同类型企业的作用差异。这也可能是以上文献在宏观层面就同一问题所得研究结论不同的原因。随着企业数据可得性的提高，有关资本账户开放经济影响的研究在企业层面得以进行。在这些研究中，资本账户开放对企业融资约束的影响是一个重要内容和方向（Harrison等，2004；Forbes，2007；Chan等，2012；Alfaro 等，2014）。融资约束是国内外企业在经营与发展过程中普遍遇到的难题。例如，仅从银行信贷方面看，美国小企业所需的资金缺口至少在20%以上（Mallick和Chakraborty，2002）。巴西约有60%的企业面临融资问题（Claessens，2006）。在中国，31.7%的国有独资企业和38.5%的非国有独资企业的企业家认为“银行贷款不能满足正常生产经营需要”，62.6%的国有独资企业和72.2%的非国有独资企业的企业家认为“银行贷款不能满足企业外部扩张的融资需要”（姜付秀等，2016）。现有关于资本账户开放与融资约束关系的研究主要遵循MM理论的思路，①以投资—现金敏感性为分析框架，通过研究资本账户开放能否显著降低企业投资对内部资金的敏感系数来测度开放对融资约束的影响（Harrison等，2004；Forbes，2007；Chan等，2012）。然而，投资—现金敏感性分析框架存在一定的缺陷：首先，用投资—现金敏感系数代表融资约束的理论基础受到质疑，即找不到该系数大小与融资约束单调相关的理论基础（Kaplan和Zingales，1997）；其次，在该框架下，投资—现金敏感系数不能具体量化各企业所受的融资约束程度。此外，现有文献并没有进一步探讨资本账户开放作用于企业融资约束的机制问题，即资本账户开放通过何种微观融资渠道来影响企业的融资约束。因此，以企业的微观融资机制为切入点，厘清资本账户开放对企业融资约束的作用机制及其在不同收入水平国家(地区)之间和不同规模企业之间的差异性影响，是本文对现有文献的重要补充和创新。本文首先以2000—2013年63个国家(地区)的11 621家上市公司为样本，运用有序逻辑回归法构建了衡量企业融资约束的SA指数；②其次，通过面板方法考察了资本账户开放对企业融资约束的影响及其作用机制；再次，鉴于企业融资约束在不同收入水平国家之间和不同规模企业之间存在的差异，本文进一步研究了资本账户开放对企业融资约束的差异性影响。我们将通过以下3个研究假说来对上述影响展开逐一分析。
已有研究发现，就全球而言，资本账户开放能降低企业投资对内部资金的敏感性（Harrison等，2004），能提高企业的信用评级水平（Prati等，2012；Andreasen和Valenzuela，2016）。因此，本文认为资本账户开放影响企业融资约束的作用机制在于：资本账户开放后，国际资本的流入能为受融资约束的企业提供更多的外部融资机会，从而缓解其投资资本不足。企业的外部融资包括债务融资和股权融资两大类，在企业的债务融资中，除传统的金融信贷融资（银行借款）外，商业信用融资也是其重要组成部分。相关研究表明，商业信用作为企业重要的短期融资方式在世界各国普遍存在。美国和英国的企业平均商业信用融资占其总资产的比例分别为17.8%和22%（Rajan和Zingales，1995），波兰、罗马尼亚等9个欧洲转型经济体的企业中，这一比例介于12%—25%之间（Delannay和Weill，2004），而中国约20%的企业该比例高于30%，约30%的企业该比例高于20%（孙浦阳等，2014）。因此，本文提出如下假说：
假说1：就企业的微观融资机制而言，资本账户开放通过方便企业获得更多的金融信贷融资、商业信用融资和股权融资来缓解融资约束。
进一步地，就国家特质而言，资本在各国的丰裕程度是不同的，且一国资本账户的开放又涉及资本的流入和流出两个维度，因此，对于不同资本丰裕度的国家，资本账户开放后资本的净流入可能为正也可能为负，进而对一国可获流动性的影响可能为正也可能为负。这取决于利差和风险分散需求两种力量的作用结果，而这两种力量在不同经济发展水平国家的作用又是不同的。高收入国家的资本充裕，逐利的动机会占据主导（Gourinchas和Jeanne，2013），因此其资本账户开放后资本应是净流出的。对于中等收入水平的国家，由于其内部国家间资本的丰裕程度存在很大差别，因而开放资本账户对各国资本流动的作用可能存在很大不同。Gourinchas和Jeanne（2013）发现资本净流量随着人均收入水平的增加而降低。其中，中等偏上收入国家的资本净流入最少，仅占中等偏下收入国家资本净流入的30%左右，且开放了资本账户的中等偏上收入国家的资本净流入会更低。因此，本文认为中等偏上收入国家开放资本账户后，资本净流入更可能为负，不利于其企业缓解融资约束；但中等偏下收入国家则相反。
以上是从宏观角度对一国资本账户开放影响其资本净流入状态，进而作用于其可获流动性的分析。而就微观融资渠道而言，可获金融信贷和商业信用融资主要取决于资本的回报率（郭斌，2005），而可获股权融资则主要取决于金融市场的发育程度（成力为和王昱，2017）。相对于高收入国家，中等收入水平国家的资本回报率更高但金融市场发育程度更低。因此，本文认为在资本账户开放后，来自高收入国家的资本流入能为中等偏上和中等偏下收入国家的企业提供更多的信贷资金，而权益资本的流出又将导致这两类国家的企业股权融资能力下降。但在商业信用上，中等偏上和中等偏下收入国家可能存在差别。对于中等偏上收入国家，中等偏下收入国家更高的资本回报会诱导其资本流出，从而出现资本账户开放后资本净流入的下降。尤其是，不受融资约束或受融资约束小的企业受到中等偏下收入国家高回报的吸引，更倾向于把新增金融信贷和资金转投到中等偏下收入国家，而缩减为本国受融资约束企业提供的赊销和信用融资。同时，由于商业信用的成本往往低于银行借款成本（石晓军和李杰，2009），受融资约束企业可获商业信用的减少将导致其获取外源融资的方式更加依靠成本较高的金融信贷，因而企业融资约束将进一步加剧。对于中等偏下收入国家，来自高收入和中等偏上收入国家的资本涌入为其注入了大量的流动性。石晓军和李杰（2009）发现，容易获得融资的企业的银行借款越多，其投放的商业信用也越多。因此，本文认为面对资本账户开放带来的充裕资金，中等偏下收入国家中不受融资约束或受融资约束小的企业倾向于加大其银行融资能力，以便投放更多的商业信用给本国受融资约束的企业。而且，由于商业信用的成本往往低于银行借款成本，因而中等偏下收入国家受融资约束的企业会更多地利用商业信用来缓解融资约束。因此，本文提出如下假说：
假说2：资本账户开放有利于缓解中等偏下收入国家的企业融资约束，而不利于缓解中等偏上收入国家的企业融资约束，其差异是由资本账户开放后商业信用融资的变化不同所致。
就企业特性而言，资本账户开放对企业融资约束的影响可能会因企业规模的不同而出现明显的差异。小企业通常成立时间更短，拥有更少的抵押品和更低的信息透明度，金融摩擦更大（罗时空和龚六堂，2014），且普遍面临较高的上市门槛；大企业则通常被视为具有更强的盈利能力和抵御风险的能力，更受益于资本市场的开放（陈学胜等，2012）。因此，鉴于信息不对称的存在，本文提出如下假说：
假说3：资本账户开放更有利于大企业缓解融资约束，即企业规模越大，越容易使其在资本账户的开放中获得金融信贷融资、商业信用融资和股权融资。
显然，上述问题的研究不仅有助于加深我们对资本账户开放与融资约束的关系及其作用机制的理解，也为当前处于中等偏上收入的中国是否应加快资本账户的开放以及在推进资本账户开放过程中如何有效地利用资本账户开放来缓解中小企业融资约束提供了有益的借鉴。相对于已有研究，本文的贡献在于：（1）从研究视角看，本文首次从企业的微观融资机制角度研究资本账户开放对企业融资约束的作用，有助于丰富资本账户开放的微观绩效理论。（2）从研究内容看，本文从不同收入水平国家和不同规模企业的角度对资本账户开放影响企业融资约束的效果和作用机制进行了差异性分析，为处于不同收入水平的国家资本账户开放提供了一定的经验依据。（3）从测度方法看，本文测度融资约束的SA 指数，突破了MM理论框架的束缚和局限性。
二、数据说明与模型设定
（一）数据来源
本文的数据主要来源于Compustat Global Vantage数据库、The Chinn and Ito Index（简称KAOPEN）数据库以及资本管制数据库。Compustat Global Vantage数据库由美国的著名信用评级公司标准普尔建立，数据库收录了全球106个国家30 708家上市公司的财务资料，是本文计算企业各项财务指标基础数据的主要来源。本文的核心解释变量−资本账户开放度的数据来源于“KAOPEN”数据库，它是由Chinn和Ito（2008）创建的衡量各国资本账户开放程度的指数。③与IMF的“AREAER”数据库中衡量资本账户管制的指标相比，该指标能更好地体现国与国之间资本账户开放度的差异以及一国资本账户开放度的演变。本文的资本账户各子项目管制的信息均来源于“资本管制数据库”（Fernández等，2016）。
本文首先以国家名作为公共字段名对“KAOPEN”数据库与“资本管制数据库”进行合并，合并后样本国家数为96个，时间跨度为2000—2013年。然后，再以国家名作为公共字段名把已合并的有关资本账户开放的数据与Compustat Global Vantage数据库中的企业财务数据进行合并。
借鉴已有研究，本文采用以下标准对样本进行筛选与处理：（1）删除金融公司（SIC代码6000-6999）和公共事业企业（SIC代码4900-4999），删除因IPO年份和总资产持续缺失而导致的融资约束SA指数无法计算的公司；（2）为消除极端值的影响，对主要连续变量在1%以下和99% 以上的分位数进行缩尾处理。最后，获得了一个涵盖63个国家11 621家上市公司2000—2013年的非平衡面板数据，并以此作为本文的研究样本。
（二）相关变量的定义
1. 被解释变量。本文的被解释变量包括以下两个：（1）企业的融资约束程度。对于企业层面融资约束的量化测度，国内外学术界尚无统一的认识，代表性的测度方法有KZ指数（Lamont等，2001）、WW指数（Whited和Wu，2006）和SA指数（Hadlock和Pierce，2010）。学术界构建企业融资约束指数时大多遵循Kaplan和Zingales（1997）的思想，即先根据有限样本内企业的财务状况，定性划分企业融资约束程度，然后用回归的方式刻画出融资约束程度与某些企业特征变量之间的数量关系，并综合为一个指数。Lamont等（2001）沿用Kaplan和Zingales（1997）的思路，选取经营性现金流与总资产的比率、托宾Q、股利支付率、杠杆率、现金持有量与总资产的比率构建了KZ指数。Whited和Wu（2006）选取经营性现金流与总资产的比率、股利支付哑变量、长期负债与总资产的比率、总资产的对数、行业销售增长率、销售收入增长率构建了WW指数。虽然上述两个指数可以定量测度企业的融资约束，但它们有一个共同的缺陷：这些指标包含的很多变量具有内生性，如现金流、杠杆率等，而融资约束与现金流、杠杆率等变量是相互决定的。
SA 指数仅使用企业规模和企业年龄两个变量构建企业融资约束指标，其优势在于这两个变量具有很强的外生性。同时，也可以规避因获取KZ指数计算中托宾Q所需股价而产生的基础样本数量严重缩小之弊端。④借鉴Hadlock和Pierce（2010）对美国公司融资约束的测度，本文以63个国家11 621家上市公司为样本构建SA指数，用以衡量各企业的融资约束程度。具体步骤如下：首先，对全样本各年度都按规模（Size）和年龄（Age）进行分类。⑤如果Size低于中位数，sa1取值为1，否则为0；如果Age低于中位数，sa2取值为1，否则为0。其次，构建计算SA指数的有序逻辑回归模型。令SA=sa1+sa2，将SA作为因变量对Size、Size2和Age进行有序逻辑回归，估计出各变量的回归系数。最后，运用上述估计结果计算出每一家上市公司融资约束程度的SA指数。SA指数为负且值越大，则说明企业面临的融资约束程度越高。SA指数的构建结果见于表1。这一结果与Hadlock和Pierce（2010）就美国公司的研究结论类似。⑥
| Size | Size2 | Age | R2 | Chi2 | N | |
| SA | −0.955***（0.020） | 0.005***（0.001） | −0.248***（0.001） | 0.566 | 148 589.35*** | 119 510 |
| 注：（1）括号内为回归系数的标准误；（2）*、**和***分别表示在10%、5%和1%的水平上显著；（3）未报告截距项。 | ||||||
（2）企业外源融资方式。本文在研究资本账户开放影响企业融资约束的作用机制时，选取了金融信贷融资（Fina_credit）、商业信用融资（Com_credit）和股权融资（Equity）三种外源融资方式分别作为被解释变量。其中，金融信贷融资用借款总额与总资产之比来衡量，商业信用融资用贸易应付和预收账款总额占总资产的比重来衡量，股权融资用所有者权益与留存收益之差占总资产的比重来衡量。
2. 解释变量。度量资本账户开放度这一核心解释变量，使用的是由Chinn和Ito（2008）创建的资本账户开放变量KA，它是位于[0，1]之间的连续变量。一国的KA值越接近1，表示该国的资本账户开放度越高。根据国际货币基金组织关于资本账户子项目的划分，本文进一步将资本账户开放细分为直接投资（FDI）、股权证券投资（EQU）、债券投资（BON）、金融信贷（FCR）和出口信贷（ECR）。⑦在本文中，这5个子变量均为虚拟变量，处于开放状态时取值为1，受到管制时取值为0。数据源于资本管制数据库（Fernández等，2016）。
3. 其他控制变量。参考Prati等（2012）的做法，本文的控制变量的选取涵盖了企业盈利能力、资产有形性和偿债能力三类财务指标。其中，企业盈利能力指标选取了销售利润率（Sale_margins）和留存收益占比（Retain_earning），销售利润率为利润总额与销售收入之比，留存收益占比为留存收益占总资产的比重；资产有形性（PPE）反映了企业资产的流动性，本文用固定资产与存货总额占总资产比重来衡量，该值越大，说明资产有形性越高，企业资产流动性越差；偿债能力指标选取了杠杆率（Leverage）和利息备付率（ICR），杠杆率用总负债与总资产之比来衡量，反映了企业获得债务融资的能力，利息备付率为息税前利润与利息支出之比。
4. 分组变量：国家收入水平与企业规模。本文采用世界银行从收入水平角度对国家的分类标准，把样本国家分成三类：高收入国家（Hgh）、中等偏上收入国家（Umd）和中等偏下收入国家（Lmd）。⑧当一国处于其中某一收入水平类型时，该类型的虚拟变量取值为1，否则为0。而对于企业规模（Size），本文采用企业总资产的对数来衡量。
（三）模型构建与计量方法
1. 资本账户开放对企业融资约束的影响。本文构建计量模型如下：
| $S\!{A_{ict}} = {\beta _0} + {\beta _1}K{A_{ct}} + \mathop \sum \limits_{j = 2}^n {\beta _j}{X_{ict}} + {f_i} + {f_c} + {f_t} + {\varepsilon _{ict}}$ | (1) |
| $S\!{A_{ict}} = {\beta _0} + {\beta _1}Subprojec{t_{ct}} + \mathop \sum \limits_{j = 2}^n {\beta _j}{X_{ict}} + {f_i} + {f_c} + {f_t} + {\varepsilon _{ict}}$ | (2) |
其中，i、c和t分别代表企业、国家和年份；SA代表企业的融资约束程度；KA代表企业所在国家的资本账户开放度；X是影响企业融资约束的其他控制变量；Subproject代表资本账户下的5个子项目；fi、fc和ft分别为企业、国家和年份固定效应；εict为随机误差项。
考虑到企业规模和所处国家收入水平的不同，资本账户开放对企业融资约束的影响也可能存在差异。为此，本文在式（1）的基础上分别加入资本账户开放与国家收入水平、资本账户开放与企业规模的交互项进行考察：
| $S\!{A_{ict}} = {\beta _0} + {\beta _1}K{A_{ct}} + {\beta _2}K{A_{ct}} \times {Y_{ict}} + \mathop \sum \limits_{j = 3}^n {\beta _j}{X_{ict}} + {f_i} + {f_c} + {f_t} + {\varepsilon _{ict}}$ | (3) |
其中，Y代表三类收入水平国家（Hgh、Umd和Lmd）或企业规模（Size）。
2. 资本账户开放影响企业融资约束的作用机制。为进一步考察资本账户开放对企业融资约束的作用机制，本文构建计量模型如下：
| $Financin{g_{ict}} = {\beta _0} + {\beta _1}S{A_{ict}} + {\beta _2}S{A_{ict}} \times K{A_{ct}} + \mathop \sum \limits_{j = 3}^n {\beta _j}{X_{ict}} + {f_i} + {f_c} + {f_t} + {\varepsilon _{ict}}$ | (4) |
其中，Financing代表企业融资方式，包括金融信贷融资（Fina_credit）、商业信用融资（Com_credit）和股权融资（Equity）。当交互项（SAict×KAct）的回归系数大于0时，意味着受融资约束强的企业在资本账户开放度高的国家可以获得更多的某种融资，进而改善融资约束。
在式（4）的基础上，进一步考虑国家收入水平差异与企业规模差异，构建如下模型：
| $Financin{g_{ict}} = {\beta _0} + {\beta _1}S{A_{ict}} + {\beta _2}S{A_{ict}} \times K{A_{ct}} \times {Y_{ict}} + \mathop \sum \limits_{j = 3}^n {\beta _j}{X_{ict}} + {f_i} + {f_c} + {f_t} + {\varepsilon _{ict}}$ | (5) |
为减少内生性，本文借鉴Custódio和Metzger（2014）、姜付秀等（2016）的方法，对除KA以外的解释变量采用滞后一期处理。同时，采用固定效应法（FE）对上述模型进行回归，以消除不可观测因素带来的影响。此外，对于标准误差估计则采用公司层面聚类调整的方法。
三、实证结果及分析
（一）资本账户开放对企业融资约束的影响及其作用机制−对假说1的检验
表2中的列（1）显示，资本账户开放度（KA）的回归系数在1%的水平上显著为负；列（2）—列（6）显示，资本账户各子项目的回归系数均为负，且除直接投资（FDI）外，其余子项目的回归系数至少在10%的水平上显著。这表明，资本账户开放缓解企业融资约束的作用是普遍存在的，且资本账户开放度越高越有助于缓解企业的融资约束。
| SA | ||||||
| （1） | （2） | （3） | （4） | （5） | （6） | |
| KA | −0.506***（0.060） | |||||
| FDI | −0.063（0.041） | |||||
| EQU | −0.031*（0.018） | |||||
| BON | −0.111***（0.026） | |||||
| FCR | −0.133***（0.033） | |||||
| ECR | −0.200***（0.019） | |||||
| Sale_margins | −0.022***（0.005） | −0.022***（0.005） | −0.022***（0.005） | −0.022***（0.005） | −0.022***（0.005） | −0.022***（0.005） |
| Retain_earning | −0.295***（0.011） | −0.294***（0.011） | −0.294***（0.011） | −0.295***（0.011） | −0.294***（0.011） | −0.295***（0.011） |
| PPE | 0.344***（0.031） | 0.352***（0.031） | 0.352***（0.031） | 0.351***（0.031） | 0.353***（0.031） | 0.352***（0.031） |
| Leverage | −0.419***（0.034） | −0.425***（0.035） | −0.426***（0.035） | −0.425***（0.035） | −0.426***（0.035） | −0.426***（0.035） |
| ICR | −0.002**（0.001） | −0.002**（0.001） | −0.002**（0.001） | −0.002**（0.001） | −0.002**（0.001） | −0.002**（0.001） |
| _cons | −9.253***（0.049） | −9.581***（0.032） | −9.599***（0.024） | −9.559***（0.027） | −9.548***（0.028） | −9.489***（0.025） |
| Fixed Effect | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 |
| R2 | 0.803 | 0.802 | 0.802 | 0.802 | 0.802 | 0.803 |
| N | 90 976 | 90 976 | 90 976 | 90 976 | 90 976 | 90 976 |
| 注：（1）括号内为回归系数的标准误；（2）*、**和***分别表示在10%、5%和1%的水平上显著；（3）Fixed Effect包含了企业、国家和年份固定效应。下表同。 | ||||||
表3则进一步考察了资本账户开放通过何种融资渠道影响企业融资约束：金融信贷融资方式（Fina_credit）、商业信用融资方式（Com_credit）或股权融资方式（Equity）。列（1）显示，融资约束指数SA的回归系数为负，列（2）中SA的回归系数在1%的水平上显著为负，列（3）中SA的回归系数在1%的水平上显著为正，这表明企业融资约束越大，其金融信贷和商业信用融资方式可获取的资金越少，同时其股权融资方式的融资水平会上升。这反映出受融资约束企业存在外部债务融资匮乏和融资难时，会选择外部股权融资方式进行融资，符合优序融资理论的融资顺序。⑨值得注意的是，融资约束与资本账户开放交互项（SA×KA）的回归系数均在1%的水平上显著为正，这意味着受融资约束强的企业在资本账户开放度高的国家可以获得更多的金融信贷、商业信用和股权融资，以改善融资约束。该结果与表2中列（1）所得出的“资本账户开放度越高越有助于缓解企业融资约束”的结论一致。同时也表明，资本账户开放影响企业融资约束的微观融资渠道既包括债务融资（金融信贷和商业信用）也包括股权融资。且其微观机制在于，受融资约束的企业获得了更多的金融信贷融资、商业信用融资和股权融资。由此支持了假说1。
| Fina_credit | Com_credit | Equity | |
| （1） | （2） | （3） | |
| SA | −0.002（0.001） | −0.014***（0.002） | 0.184***（0.013） |
| SA×KA | 0.002***（0.001） | 0.010***（0.001） | 0.013***（0.003） |
| Sale_margins | −0.001（0.001） | 0.005***（0.001） | −0.023***（0.007） |
| Retain_earning | 0.005***（0.001） | −0.009***（0.002） | −0.482***（0.014） |
| PPE | 0.009**（0.004） | 0.042***（0.006） | 0.062**（0.026） |
| Leverage | 0.181***（0.006） | 0.003（0.008） | −0.178***（0.033） |
| ICR | −0.0002*（0.0001） | 0.0001（0.0002） | −0.002***（0.001） |
| _cons | 0.069***（0.012） | 0.216***（0.022） | 2.337***（0.130） |
| Fixed Effect | 控制 | 控制 | 控制 |
| R2 | 0.105 | 0.028 | 0.375 |
| N | 90 426 | 90 902 | 90 687 |
（二）资本账户开放影响企业融资约束的差异性分析
1. 不同收入水平国家间的差异性分析−对假说2的检验
表4中的列（1）显示，资本账户开放与高收入国家交互项（KA×Hgh）的回归系数为正，但不显著。这说明资本账户开放可能不利于缓解高收入国家的企业融资约束。列（2）显示，资本账户开放与中等偏上收入国家交互项（KA×Umd）的回归系数在1%的水平上显著为正；列（3）显示，资本账户开放与中等偏下收入国家交互项（KA×Lmd）的回归系数在1%的水平上显著为负。这就意味着，对于中等偏上收入国家而言，资本账户开放不利于缓解该国企业的融资约束，这一结论佐证了“卢卡斯悖论”现象。⑩对于中等偏下收入国家而言，资本账户开放能显著改善该国企业的融资约束程度，这一结论符合新古典经济学提出的资本流动规律。
本文中的中等偏上收入和中等偏下收入国家均属于发展中国家，但资本账户开放对其企业融资约束的作用效果却明显不同。这一作用的差异也验证了假说2的前半部分，即在中等偏下收入国家，其更高的资本稀缺性对国际资本的吸引力更大，大量的国际资本流入对该国企业的融资约束起到了缓解作用。而中等偏上收入国家的资本稀缺性较小，资本账户开放后的资本净流入下降，从而不利于缓解其企业的融资约束。
表5中的列（1）、列（2）、列（4）、列（5）、列（7）和列（8）则进一步考察了在不同收入水平国家中资本账户开放影响企业融资约束的微观机制。其中，列（1）、列（4）和列（7）显示，在金融信贷融资方式上，融资约束、资本账户开放和中等偏上收入国家的三重交互项（SA×KA×Umd）的回归系数在1%的水平上显著为正；而在商业信用融资和股权融资方式上，SA×KA×Umd的回归系数在1%的水平上显著为负。这意味着，对于中等偏上收入国家，资本账户开放有利于该类国家受融资约束强的企业获得更多的金融信贷融资，但同时也会减少企业的商业信用和股权融资的获取，前者缓解企业融资约束，后者则强化融资约束。因此，资本账户开放不利于缓解中等偏上收入国家的企业融资约束是由开放带来的商业信用和股权融资的减少所致。而列（2）、列（5）和列（8）则显示，在金融信贷融资方式上，融资约束、资本账户开放和中等偏下收入国家的三重交互项（SA×KA×Lmd）的回归系数为正，但不显著。在商业信用融资方式上，SA×KA×Lmd的回归系数在5%的水平上显著为正；而在股权融资方式上，SA×KA×Lmd的回归系数在5%的水平上显著为负。这意味着，对于中等偏下收入国家，资本账户开放给该类国家受融资约束强的企业提供了更多获得外部债务融资的机会，且该国企业的融资约束主要通过商业信用融资渠道来改善。而在股权融资方式上，与中等偏上收入国家类似，均面临股权融资能力的下降。上述实证结果表明，在微观机制上，企业商业信用融资的变化是造成上述两类国家企业融资约束改善与否的主要原因。由此支持了假说2。
| SA | ||||
| （1） | （2） | （3） | （4） | |
| KA | −0.514***（0.061） | −1.512***（0.244） | −0.256***（0.043） | 6.001***（0.086） |
| KA×Hgh | 0.166（0.351） | |||
| KA×Umd | 1.273***（0.251） | |||
| KA×Lmd | −1.517***（0.291） | |||
| KA×Size | −0.841***（0.010） | |||
| 控制变量 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 |
| Fixed Effect | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 |
| R2 | 0.803 | 0.804 | 0.804 | 0.922 |
| N | 90 976 | 90 976 | 90 976 | 90 976 |
| 注：限于篇幅，此处未报告控制变量的结果。下表同。 | ||||
2. 不同规模企业间的差异性分析−对假说3的检验
表4中的列（4）显示，资本账户开放与企业规模交互项（KA×Size）的回归系数在1%的水平上显著为负。这意味着，资本账户开放更有助于大企业改善融资约束，即企业规模越大，越容易使其在资本账户的开放中获得外部融资。表5中的列（3）、列（6）和列（9）则对这种外部融资渠道进行了具体分析。回归结果显示，无论融资方式是金融信贷、商业信用，还是股权融资，融资约束、资本账户开放和企业规模的三重交互项（SA×KA×Size）的回归系数在1%的水平上都显著为正。这说明相对于小企业，资本账户开放更有利于受融资约束的大企业获得更多的金融信贷、商业信用和股权融资。该结果验证了假说3，即由于信息不对称的存在，出于对低风险和高收益的需求，国际资本更倾向于流入大企业，因而企业规模越大，越容易在资本账户的开放中获得债务融资（金融信贷和商业信用）和股权融资来改善融资约束。
| Fina_credit | Com_credit | Equity | |||||||
| （1） | （2） | （3） | （4） | （5） | （6） | （7） | （8） | （9） | |
| SA | −0.001
（0.001） |
−0.001
（0.001） |
−0.002
（0.001） |
−0.008*** （0.002） |
−0.009*** （0.002） |
−0.016*** （0.002） |
0.194*** （0.013） |
0.196*** （0.013） |
0.184*** （0.013） |
| SA×KA×Umd | 0.003*** （0.001） |
−0.005*** （0.001） |
−0.016*** （0.003） |
||||||
| SA×KA×Lmd | 0.003
（0.002） |
0.006** （0.002） |
−0.028** （0.013） |
||||||
| SA×KA×Size | 0.0002*** （0.0001） |
0.001*** （0.0001） |
0.001** （0.0004） |
||||||
| 控制变量 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 |
| Fixed Effect | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 |
| R2 | 0.105 | 0.105 | 0.105 | 0.022 | 0.022 | 0.027 | 0.374 | 0.375 | 0.374 |
| N | 90 426 | 90 426 | 90 426 | 90 902 | 90 902 | 90 902 | 90 687 | 90 687 | 90 687 |
四、稳健性检验⑪
（一）基准模型的稳健性检验
本文分别在模型设定、变量定义、估计方法、样本选取上对基准模型进行了稳健性检验。
在模型设定上，本文借鉴基于MM理论的研究设计（Forbes，2007；姜付秀等，2016），建立如下投资−现金敏感度模型：
| ${I_{ict}}{\rm{ = }}{\theta _0} + {\theta _1}{\left( {Cash} \right)_{ict}} + {\theta _2}{\left( {Cash} \right)_{ict}} \times K{A_{ct}} + \mathop \sum \limits_{j = 3}^n {\theta _j}{X_{ict}} + {f_i} + {f_c} + {f_t} + {\varepsilon _{ict}}$ | (6) |
其中，I为企业投资，用资本支出/年初总资产来衡量。Cash为现金持有总量/年初总资产，它衡量了企业的融资约束水平。当θ2<0时，意味着资本账户开放能降低企业的投资−现金敏感度。投资−现金敏感度模型的结果显示，现金与资本账户开放交互项的回归系数显著为负，说明资本账户开放可以有效降低企业的融资约束。这一结论与前文一致。
本文在基准模型上增加销售增长率作为企业投资机会的控制变量，以减少遗漏变量的偏误。此外，使用Whited和Wu（2006）构造的WW指数验证结论是否对融资约束测度方法敏感。⑫在变量定义上，本文以运营资本与总资产之比来衡量企业流动性并替代资产有形性指标，以所有者权益与总资产之比重新计算杠杆率，以未标准化的资本账户开放度替代标准化的开放度，分别进行回归。结果均显示，资本账户开放的回归系数显著为负，说明基本结论没有发生改变。
在估计方法上，本文以资本账户开放的滞后一期作为资本账户开放的工具变量，并利用面板工具变量法对基准模型进行估计。有效的工具变量要满足两个条件：一是外生性，即工具变量与随机误差不相关；二是相关性，即工具变量与内生变量高度相关。资本账户开放属于宏观政策变量，受融资约束的企业影响国家政策的可能性较小，即使存在企业的影响行为，也只能对本期及以后年度的资本账户开放度产生影响，而对之前年度的基本无影响。因此，资本账户开放的滞后一期这一工具可视为外生的。由于政策连贯性，本期的资本账户开放度往往与上一期的开放度有关，且结果显示，F统计量超过临界值10，可拒绝弱工具假设。因此本文选取的工具变量有效。利用面板工具变量法的结果表明，资本账户开放的回归系数显著为负。因此，控制可能的内生性后，前文基本结论不变。
最后，利用2000—2013年的平衡面板样本进行估计，且剔除上市不满一年的公司，以排除这类新上市公司因刚获得大量股权融资而对本文结论带来的干扰。估计结果显示，基本结论不变。
（二）其他可能的内生性
在作用机制的研究中，外源融资方式与融资约束可能存在反向因果等内生性问题。通常来看，企业的金融信贷水平、商业信用水平以及股权融资水平影响的是企业本期及以后年度的融资约束，而无法作用于以前年度的融资约束，因此使用融资约束的滞后一期作为融资约束的工具变量能够缓解这种反向因果对结论的干扰。在模型（4）中，存在融资约束SA及其交互项（SA×KA）两个内生变量，为此本文用融资约束滞后一期和融资约束滞后一期与资本账户开放的交互项作为两个工具，分别进行两阶段最小二乘回归。结果显示，在控制反向因果等内生性后，前文所得作用机制的结论仍然是稳健的。
五、结论与启示
本文以2000—2013年63个国家（地区）的11 621家上市公司为样本，运用有序逻辑回归法构建了衡量企业融资约束的SA指数，并通过面板固定效应法和面板工具变量法考察了资本账户开放度对企业融资约束的影响及其微观融资机制。研究发现：（1）资本账户开放度越高越有助于缓解企业的融资约束，且其作用机制在于，资本账户的开放为受融资约束的企业提供了更多的金融信贷融资、商业信用融资和股权融资。（2）对于中等偏下收入国家，资本账户开放能显著改善该国企业的融资约束，这一结论符合新古典经济学提出的资本流动规律；资本账户开放不利于中等偏上收入国家企业融资约束的改善，这则从侧面佐证了“卢卡斯悖论”的存在。从微观融资机制看，其差异是由资本账户开放后商业信用融资的变化在两类国家中不同所致。（3）资本账户开放更有利于大企业缓解融资约束，即企业规模越大，越容易使其在资本账户的开放中获得金融信贷融资、商业信用融资和股权融资。
本文的研究结论既丰富了有关资本账户开放的经济效益理论，也为处于不同经济发展水平国家是否应加快推进资本账户开放提供了一定的经验依据，具有较强的政策含义。对于处于资本账户开放进程中的我国而言，⑬其政策含义尤为明显。首先，本文的研究结论表明，对于不同发展阶段的国家，资本账户开放对于企业融资约束的作用是不同的，不应将资本账户开放作为解决企业融资约束的普遍手段，否则无法获得参与金融全球化的资金配置效率和增长的益处。而以中国为代表的中等偏上收入国家在推进资本账户开放的过程中尤其要注意这一点，因为资本账户开放是不利于这类收入水平国家缓解企业融资约束的。其次，本文的另一个研究结论表明，信息不对称的存在使得受融资约束的小企业借助国际金融市场进行外部融资的能力有限。为缓解信贷的结构性矛盾，各国资本账户开放政策的实施应配合完善的社会征信体系和信用担保制度，以便中小企业更好地利用资本账户开放来缓解其融资约束。基于此结论，我国加快建设和完善中小企业征信体系等制度是有效利用资本账户开放缓解中小企业融资约束的重要保障。再次，作为中等偏上收入的国家，我国的资本账户开放要做好风险防范和监管工作。在资本账户开放的过程中，我国已出现资本流出超过资本流入的迹象。自2015年起，基于人民币贬值和进一步贬值的预期，我国的资本外流严重。据国际金融协会统计，2015年我国的资本净流出约4 894美元，2016年资本净流出约2 727亿美元，2017年资本净流出约1 630亿美元（葛奇，2017）。因此，我国应将跨境资本的流出入管理作为推行资本账户开放过程中的重要组成部分，为资本账户的纵深开放创造必要的条件，以便积极应对资本账户开放可能带来的危机和风险。
① MM理论源于Modigliani和Miller（简称“MM”）1959年发表于《美国经济评论》的“资本成本、公司财务与投资”一文。
② 文中涉及国家的表述，此处以下均指国家或地区
③ 该指数是通过对“是否存在多重汇率”“是否存在经常账户交易管制”“是否存在资本账户交易管制”和“是否存在出口收入上缴管制的要求”这些哑变量进行第一标准主成分分析后综合而得。
④ 本文未将KZ指数作为融资约束指标，原因是该指数的构建需要计算托宾Q，而托宾Q的计算需要股价信息。但标准普尔的Compustat数据库中没有股价信息。芝加哥大学布斯商学院“证券价格研究中心”开发的CRSP数据库中虽可获取股价信息，但与Compustat数据库匹配后的企业仅占总样本的1.62%。为避免样本量极度缩减，故本文未选取KZ作为融资约束指标。
⑤ 本文使用企业总资产的对数赋值企业规模，使用观测年度与企业IPO年度的差赋值企业年龄。在计算SA指数时，对企业总资产在2%以下和98%以上的分位数进行缩尾。
⑥ Hadlock和Pierce（2010）在对美国上市公司进行实证研究时获得的SA指数计算公式为：SA=−0.737×Size+0.043×Size2−0.04×Age。
⑦ 出口信贷包括买方信贷和卖方信贷，是指一国政府为了支持和扩大本国大型机械、成套设备、大型工程项目等的出口，对本国的出口给予利息补贴和信贷担保，或鼓励本国银行对本国出口商或外国进口商提供低利率贷款的一种国际信贷方式。
⑧ 本文样本国（地区）共63个。其中，高收入国家（地区）36个，包括澳大利亚、奥地利、比利时、加拿大、智利、塞浦路斯、捷克、丹麦、芬兰、法国、德国、希腊、中国香港、冰岛、爱尔兰、以色列、意大利、日本、韩国、科威特、马尔他、荷兰、新西兰、挪威、阿曼、波兰、葡萄牙、卡塔尔、俄罗斯、沙特阿拉伯、新加坡、西班牙、瑞典、瑞士、英国和美国；中等偏上收入国家（地区）16个，包括阿根廷、巴西、保加利亚、中国、哥伦比亚、克罗地亚、马来西亚、墨西哥、巴拿马、秘鲁、罗马尼亚、南非、泰国、突尼斯、土耳其和委内瑞拉；中等偏下收入国家（地区）9个，包括埃及、印度、印度尼西亚、摩洛哥、尼日利亚、巴拉圭、菲律宾、乌克兰和越南；低收入国家（地区）2个，包括孟加拉国和布基纳法索。由于属于低收入的国家样本量太少，因此本文仅把国家划分为高收入、中等偏上收入和中等偏下收入三类。
⑨ Myers和Majluf（1984）的优序融资理论指出，在企业需要外部融资时，若债务融资能力允许，应优先选择债务融资，再考虑股权融资。
⑩ Lucas（1990）指出，资本流入穷国的规模非常小，远远低于新古典理论预测的水平，甚至存在资本从穷国流出的现象，这就是著名的“卢卡斯悖论”（Lucas paradox）。
⑪ 限于篇幅，本文未报告稳健性检验的实证结果。如有需要，可向作者索取。
⑫ Whited和Wu（2006）构造的WW指数计算公式为：WW=−0.091×经营性现金流与总资产之比−0.062×股利支付哑变量+0.021×长期负债与总资产之比−0.044×总资产的对数+0.102×行业销售增长率−0.035×销售收入增长率。
⑬ 2015年10月，《中共中央关于制定国民经济和社会发展第十三个五年规划的建议》明确指出，要“扩大金融业双向开放，有序实现人民币资本项目可兑换，推动人民币加入特别提款权，成为可兑换、可自由使用货币”。2016年12月5日，深圳与香港股票市场互联互通（简称“深港通”）正式启动。2017年7月3日，内地与香港债券市场互联互通（简称“债券通”）上线试运行。在博鳌亚洲论坛2018年年会上，中国人民银行行长易纲宣布，争取在2018年开通上海与伦敦股票市场互联互通（简称“沪伦通”）。会上，中国证监会发言人也指出，“沪伦通”是扩大中国资本市场双向开放和向世界表明中国坚定不移扩大开放信心的一项重要举措。
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