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1、2以刃年第9期(总第351期)令扮研屯No.9,20 0 9(沈ner司 No.351中国金融发展与企业融资约束的缓解基于系统广义矩估计的动态面板数据分析饶华春(广东金融学院中国金融转型与发展研究中心,广东广州5 1052 1)摘要:本文利用20 03一2(X)7年中国上市公司的面板数据和动态面板GMM估计方法,考察了中国金融发展对企业融资约束的影响。结果发现,中国上市公司普遍存在融资约束;金 融发展有助于降低企业的融资约束水平,民营上市公司的融资约束较国有上市公司得到更加明显的缓解;金融中介的发展在缓解企业融资约束中的作用远比股票市场发展的作用大。关键词:金融发展;融资约束;欧拉方程;G M
2、M估计JEL分类号:MZI;C3 3文章标识码:A文章编号:l(X)2一72 46(2009)0 9一0 156一09一、引言融资约束是发展中国家普遍存在的问题。I,azza r ieta l.(1 98 8)(简称FHP)在其开创性的研究中将融资约束定义为:在资本市场不完善的情况下,企业由于内外部融资成本存在较大差异,无法支付过高的外部融资成本导致融资不足,由此使投资低于最优水平、投资决策过于依赖企业 内部资金。融资约束的出现是企业融资渠道不畅的结果,具体表现为企业 内源资金积累不足、难以获得银行贷款、难以发行股票或债券等。金融发展水平(如金融业、信贷资金分配的市场化程度)是影响企业融资约束
3、程度的重要因素。中国目前正处于经济转轨阶段,金融发展也处于起步阶段,企业融资约束具有一定的转轨经济特殊性。那么中国企业是否存在融资约束?金融发展能否降低企业的融资约束水平?本文利用20 03一20 07年中国上市公司的面板数据和系统广义矩(GMM)估计方法,分析金融发展能否缓解中国企业的融资约束水平,进一步从公司财务层面来研究金融发展促进中国经济增长的微观机理。收稿日期:20 09一0 6一1 8作者简介:饶华春(197 0一),男,广东金融学院讲师,暨南大学经济学院博士生。本文得到国家自然科学基金项目(70 602033),广东省科技厅重大规划项目(20 07B 0870 30 05/0l)
4、与广东金融学院课题(0 8X J0 2一08)项 目的资助。1562以刃年第9期中国金融发展与企业融资约束的缓解157二、文献回顾Mod ig l ia ni和Mi l le r(1 958)认为,在完美的资本市场中,企业的投资完全取决于技术偏好和产量需求,投资决策与其财务结构、融资渠道无关。然而,现实世界并不存在真正意义上的完美的资本市场,信息不对称和代理问题会提高外部资金的使用成本,使得留存收益、负债和发行股票等作为投资资金的来源并不等价,企业的融资能力总是在很大程度上影响其投资行为。Cr e enwa l deta l.(1984)、Mye rs和Ma jlu f(1984)以及Myer
5、s(1984)等发现非对称信息所产生的市场不完全,以及在此市场中融资决策所具有的信号传递作用将导致企业外部融资成本高于内部融资成本。B ema nke和Ger i le r(198 9)以及Ge讯e r(19 92)等从代理问题出发,认为代理问题同样也会使得外部融资的成本高于内部融资的成本。当企业面临的内、外融资成本存在差异时,企业的投资决策将受到内部融资可得性的影响,即企业的投资数量将会在很大程度上依赖于企业的内部融资能力;外部融资越困难、成本越高,企业的投资对其内部融资能力的依赖程度就越强。为证明融资约束的存在及其对企业投资的影响,FH P选用197 0一198 4年 间42 1家美国制造
6、业企业的面板数据为样本,根据股息支付高低来估计企业融资约束的程度,实证检验了企业投资与内部现金流的关系。他们认为,如果由于交易成本、信息成本使外部融资成本高于内部融资成本,那么对于一个具有好的投资机会的企业来说,支付大量股息是不符合价值最大化原则的;如果融资约束问题很重要,那么对一个具有相当好的投资机会的企业来说,投资对现金流将非常敏感。随后的一些研究,如Ho shiet以.(1991)、e山mi 五s(19 94)以及 L am on i(199 7)采用不同的样本和方法也证实了FHP的结论。近年来,越来越多的研究开始关注影响企业融资约束的因素。一些研究从企业 自身的角度来考察融资约束的影响
7、因素。如Pa ga noe ta l.(1 99 8)发现企业 的融资约束和其信贷记录有着密切的关系,良好的信贷记录可以提高企业的声誉,降低企业的融资约束,从而帮助企业以较低的成本进行直接或间接的外部融资;Cu l l和Xu(20 03)认为企业 良好的经营表现可以使得银行对其未来的现金流有着稳定的预期,从而比较容易获得银行贷款,减轻融资约束。另一些研究则从企业外部环境的角度来考察融资约束的影响因素,认为发达的金融市场能有效地减轻信息不对称的程度和代理问题,降低企业的融资约束,并通过这一微观的传导机制促进经济的发展。Ra j a n和Z ing ale s(199 8)发现,发达的金融中介和金
8、融市场能够减少市场不完全性,从而减少外源融资和内源融资成本差异。Dem ir g u。一Ku nt和Ma ks im ov ic(20 02)认为,发达的金融发展水平不仅能为企业提供充足的外部资金,而且能确保投资者 获得企业投融资决策的信息,从而使企业 更加 容易获得外部资金。肠v e(2 00 1)发现,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。他认为,这说明金融发展能通过减少信息不对称和契约不完备所导致的资本市场的不完善来减轻企业的融资约束,提高资源的配置效率。在国内,朱红军等(20 06)、李斌等(20 06)1 5 8今扮研屯总第3 5 1期的研究同样发现,金融发展
9、水平的提高,能缓解企业的融资约束。本文和以上文献不同之处在于:首先,国内研究企业融资约束的实证性文献较多,但基本上都是使用托宾模型或者基于托宾与销售加速相结合的模型,本文则使用欧拉方程模型;其次,本文使用的动态面板系统GMM估计方法可以避免内生性所引起的估计偏差。三、模型、方法与数据(一)模型及变量定义现有文献中,分析融资约束的模型主要有三种,即销售加速模型、托宾Q模型 以及欧拉方程模型。早期的融资约束研究往往使用销售加速模型和托宾 Q模型。销售加速模型认为投资与现金流之间的正相关关系就是融资约束的证据,但是,后来的研究普遍认.为,现金流系数为正可能并不表示内部现金流对企业投资有着重要影响,而
10、是有可能表明了企业未来具有更高的盈利能力。而托宾Q模型将反映企业未来市场价值和潜在投资机会的托宾Q纳入投资决定模型,公司利润的现金流变量被添加到 Q模型中来检验融资约束的程度,从而将融资约束与未来增长预期对企业投资的影响区分开来,解决了销售加速模型的不足。但是,Q模型的应用对资本市场的效率假设有很高的要求,并且在 Q值的选取上也存在较大异议。尤其是,鉴于发展中国家证券市场通常存在着效率不高的不争事实,托宾Q模型中相关数值的计算就存在更大的争议。饶育蕾和汪玉英(200 6)的实证研究表明,企业投资与代表投资机会的托宾Q值之间呈负相关关系,托宾Q并没有能够正确代表公司的价值和投资机会,原因是中国特
11、殊 的股权安排以及 中国证券市场定价的偏离,使托宾 Q不能真实反映公司价值。而且,证券市场缺乏有效性会使得实证检验中的托宾Q不可避免地存在严重的衡量偏误(Er i ckso n和White d,2o0(),该衡量偏误将导致统计推断失效。Bo nd和Me gh ir(1 99 4)提出的欧拉方程模型是基于价值最大化过程 中的一 阶条件,它包含滞后一期的投资及其平方项,一个控制非完全竞争环境的产出变量,以及一个代表潜在的破产成本和税收优势的负债变量。该模型控制了未来预期收益对投资支出的影响,但不包括难以准确计的托宾 Q值,这可 以避免销售加速模型的缺陷,又克服了托宾 Q模型的不足。另外,该模型还可
12、以用来检验内部留存收益与外部融资间的差距,使得融资约束企业因面临较高的外部融资成本而不得不依赖于低成本的内部资金的问题可以得到检验。在实证研究中,为避免经济波动的影响,欧拉方程模型通常被转换为下面的实证模型:(音)。=。1(音),_1。2(晋)月3(譬),_1。4(晋)、,:一1,艺一(1)式中,i表示公司、t表示年份,I表示投资支出,本文以企业购买 固定资产、无形资产及其他资产的现金支出来衡量。S表示销售收人,本文以主营业务收人来衡量。CF是现金流,现金流的定义通常为扣除非经常项目和折旧前的收人减去现金股利,由于部分数2仪旧年第9期中国金融发展与企业融资约束的缓解巧9据难以收集,本文用企业年
13、度经营活动产生的现金流净额来代替。D表示企业的负债,等于总负债。刀为不可观察的个体效应,。为随机扰动项。根据Bo nd和Meg hi r(1994)的观点,如果几的符号为正且显著,则表明企业存在着融资约束。根据金融发展可以降低市场不完全性的思路来研究企业融资约束问题,可在欧拉方程模型加人反映金融发展水平的交互变量来检验金融发展是否有利于缓解企业的融资约束。(晋):二。口1(晋),:_,。2(晋):_1,3(譬),:_1几(号),:_,5(譬*。+,6(警)*F,w+,7(琴),、+。泣+,“、口八,卜z口/i,卜,i,孟一I(2)参照Dem ir g u。一Ku nt和L ev in e(1
14、9%)采用 的金融发展衡量指标,F IN是衡量金融 中介发展的指标,等于MZ/GDP与贷款总额/GDP之和,ST K为衡量股票市场发展指标,等于股票市值/GDP、交易量/GD P与交易量/股票市值之和,FD是衡量金融发展的指标,它等于F IN与ST K之和。金融发展、金融中介发展、股票市场发展与投资对主营业务收人敏感程度的交互乘积项系数月。、风、尽分别用来考察它们对企业融资约束的影响。根据L ae ve n(2 00 3)的观点,如果月,、口。、月7显著为负,则意味着金融发展使得企业投资对内部现金流的依赖程度减少,缓解了企业的融资约束。(二)方法在模型(l)、模型(2)中,由于因变量的滞后项作
15、为解释变量,从而导致解释变量具有内生性,因此如果应用面板数据的随机效应或者固定效应对模型进行估计,得到的参数估计值将是一个有偏的、非一致的估计量,导致所推导出的经济含义也是扭 曲的。为解决这一问题,本文采用Ar ena no和Bo nd(1991)提出的动态面板广义矩法(GMM)对模型进行估计。这一方法先是对估计方程进行一阶差分以去掉固定效应的影响,然后用一组滞后的解释变量作为差分方程中相应变量的工具变量,从而获得一致性估计。G MM估计包括一步GMM估计和两步G MM估计。由于两步估计的标准差存在向下偏倚,这种偏倚经过W in dme i je r(2 00 5)调整后会减小,但会导致两步G
16、MM估计量的近似渐进分布不可靠,所以,在经验应用中通常使用一步GMM估计量(Bo nd,200 2)。由于一步系统GMM利用了比一步差分GMM更多的信息,可以有效控制某些解释变量的内生性问题,通过将弱外生变量的滞后项作为工具变量纳入估计方程,从而获得一致性估计。因此,前者比后者的估计结果更有效。因此,我们将选择一步系统G MM估计方法。但一步系统G MM加人水平方程的同时也增加了矩约束条件的数量,从而需要进行S ar ga n检验,以判断新增的工具变量是否有效。此外,对于GMM估计量是否有效可行,Bo nde ta l.(20 01)指出了一种简单的检验办法,即将GMM估计值分别与固定效应估计
17、值及混合0玲 估计值比较。由于混合O璐估计通常严重高估滞后项的系数,而固定效应估计则一般会低估滞后项的系数,因此如果GMM估计值介于两者之间,则GMM估计是可靠有效的。160今奋研屯总第3 5 1期(三)样本及数据来源本文选择2(X)3一2 00 7年沪深两市非金融类上市公司作为研究样本,并按如下原则进行样本筛选:为避免异常值的影响,剔除每年被ST和界的公司 以及拥有B股和H股 的公司;为保证对变量统计结果解释的一致性,剔除2 00 3一200 7年间投资或现金流小于0的公司样本,剔除样本区间内总资产成长率或销售成长率大于10 0%的公司以防止兼并重组的影响,最终得到6巧家上市公司作为研究样本
18、。样本公司数据来源于中国证券市场数据库(CCER)。用于度量中国金融 发展的指标所需要的数据全部 来自200 4一20 08年的中国统计年鉴和中国金融年鉴。表1是主要变量的描述性统计结果。表l变量样本组,测观数主要变t的描述性统计均值标准差0.1990.3090.1950.3 230.19 80.3130.1810.1770.1660.2860.1770.2 11最小值一0.10 50.001一0.10 5一0.2270.)0 0一0.2 270.0230.08 00.02 3中位数最大值0.1996.3620.10 93.9200.10 46.3620.1302.1900.1176.48 1
19、0.1256.4802 5泪7 52 1:9 53 0 r瀚9 5 03 0 7 5CF/S国有民营全部样本国有民营全部样本国有民营全部样本0.9260.8580.67710.6 91D/S0.9570.8 130.9340.84 60.7 556.0310.69610.6 91猫9 5 03 0 7 5四、实证结果与分析如前所述,为了检验GM M估计的可靠性,可以将滞后因变量 的GMM估计值与混合OL S和固定效应模型的估计值相比。我们对动态面板模型(l)进行混合OL S和固定效应模型估计,表2得到(1/5)卜1的OL S估计值为0.66 0,固定效应模型的估计值为0.巧4,而(1/5):_
20、,的GMM估计值为0.3巧,确实处于其他两个估计值之间。分组估计中也是如此。这说明我们的GMM估计结果是可靠有效的,未因弱工具变量问题而出现严重偏误。从表2可知,一步系统GMM估计的萨甘统计量的p值为0.91 4,不能拒绝工具联合有效的原假设。因此,我们选取的工具及其滞后阶数是合适的。残差 自相关检验A R(1)和AR(2)伴随P值分别为0.0 05和0.83 5,这验证了一阶差分方程中的残差项不再存在自相关,模型(1)GM M估计效果较好。同此分析,模垫(2)GMM估计效果也较好。么X刃年第9期中国金融发展与企业融资约束的缓解161表2模型1)混合0玲、固定效应F E、一步系统GM M估计结
21、果变变量量01另另此此二步系统G MMMM全全全部部国有有民营营全部部国有有民营营全部部国有有民营营样样样本本企业业企业业样本本企业业企业业样本本企业业企业业(1/5)卜、0.660.0.567a a a0.910.0.154a a a0.112a a a0.3X)a a a0.315“0.2 45a a a0.52 4a a a(23.2 4)(18.16)(12.43)(4.0 2)(2.69)(2.84)(12.9 5)(9.18)(8.0 1)(F s)一,一0.113“一0.的6“一0.161“一0.0 43“一0035.一0.0 57“一0.06 4“一0.0 52“一0.089.
22、(一15.0 5)(一12.34)(一5.4 3)(一481)(一3.85)(一2.38)(一10.3 1)(一8.13)(一3.34)(CF/S)卜.0.175“0.320a a aD.0 50a a a0.086.0.1300,07 1.0.164a a a0.313a a a0.O48a a a(6.96)(9.16)(3.03)(2.72)(270)(3.17)(7.4 9)(10.0 5)(4.14)(D/S)卜、0,013“0.011 1 1一0.0 08 8 8一0.033.一0.016 6 6一0.108“0.023“0.020a a a0.0 01 1 1(1.80)(1.4
23、 3)(一0.53)(一2.71)(一1.2 1)(一3.47)(3.81)(3.02)(0.0 6)C C Co nsta nt t t0.024.0.015“0.026 6 60.177“0.160a a a0.23 1“0.O79a a a0.067a a a0.084a a a(3.0 4)(1.6 7)(1,34)(13.35)(9.68)(5.97)(12.29)(9.7 2)(4.95)A A A肖.R,0.361 1 10.358 8 80.4 19 9 90.220 0 00.5 12 2 20358 8 8 8 8 8 8 8 8A A AR(1)0.0 05 5 50.0
24、 03 3 30.002 2 2A A AR(2)0.835 5 50.873 3 30.729 9 9S S Sa rga nTes t t t t t t t t t t t t t t t0.9 14 4 40.826 6 60.80 2 2 2观观测数数3075 5 52125 5 5950 0 03075 5 52 125 5 5950 0 03075 5 52125 5 5950 0 0注:表2与表3中的一步系统GM M估计是在st a ta lO.O中嵌入“xta bo nd Z”程 序进行的。内生变量 滞后期选择 L ag(2,2);A R(1)、AR(2)、SarganT e
25、s t给出的都是统计量对应的p值;括号内为t值;a、b、c分别表示在1%、5%和 1 0%的水平上显著。表2列 出了模型(l)的检验结果。全部样本中,(1/5)卜,的系数为正,(1/5)卜,的系数为负,并且都在1%或5%的水平上显著,与B on d和Meg hi r(1994)构建欧拉方程时对这两个系数的预期符号一致,(C户75)卜,的系数全部在1%的水平上显著为正,说明中国上市公司普遍受到了融资约束。进一步从不同性质企业来看,国有企业(C卢丫s)卜:的系数比 民营企业的系数更大一些,说明国有企业的融资约束程度高于民营企业。这与郑江淮等(2(X)l)的结果类似。他们的结论是,国家股比重越低的上
26、市公司没有受到明显的外源融资约束,而国家股比重越高的上市公司却受到了外源融资约束。其主要原因可能是国有上市公司经营机制不完善、经营业绩状况较差、投资者对其投资价值评价较低等。比如,国有上市公司的经营业绩普遍较低,投资者对公司经营业绩的预期较差,即使上市公司配股或增发新股,投资者的参与配股和申购新股的踊跃程度也较低,公司的再融资能力就受到制约。表3报告了使用一步系统G MM方法对模型(2)进行估计的结果。结果显示,在全部样本中,交互乘积项系数口5显著地小于o,金融发展缓解了企业的融资约束。这与朱红军等(2 00 6)、李斌等(2加6)的研究结论基本一致。交互乘积项系数口6的绝对值比 月7绝对值要
27、大得多,可以认为金融中介的发展在缓解企业融 资约束中的作用远比股票市场发展的作用大。在分组样本 中,民营企业的交互项系数的绝对值都比国有企业相应的系数绝对值要大得多,因此不管是从金融发展的作用、还是从金融中介、股票市场发展的作用看,民营企业的融资约束都较国有企业得到更加明显的缓解。这一估计结果令人颇感意外。162小奋研屯总第3 51期表3模型(2)一步系统GMM估计结果变变量量全部样本本国有企业业民营企业业(1/5)卜1 1 10.3148 8 80.311“0.3 14a a a0.245.0.242a a a0.24 5.0.511.0.5 320.5 1 1.(12.75)(12.83)
28、(12.7 5)(9.14)(9.09)(9.14)(7.54)(8.13)(7.54)(1/5)_l l l一0.065“一0.06 2.一0.065a a a一0.052巴巴一0.05 1皿皿一0.0 52B B B一0.096压压一0.087a a a一0.0 96压压(一10.34)(一9.90)(一10.34)(一8.14)(一7.94)(一8.14)(一3.46)(一3.19)(一3.47)(CF丫S)卜.0.4 9 2a a a15.015“0.2 9 5“0.457“9.354.0.3 74a a a0.77 2.21.569.0.3 32a a a(5.94)(5.19)(7
29、.58)(5.15)(2.83)(7.92)(3.2 9)(3.2 4)(3.3 0)(D/S)卜1 1 10.026a a a0.020a a a0.026a a a0.021.0.02 0a a a0.02 1“0.013 3 3一0.00 6 6 60.013 3 3(4.17)(3.32)(4.17)(3.0 7)(2.94)(3.0 7)(0.89)(一0.40)(0.88)(CF/S)卜1 1 1一0.07 2a a a a a a a一0.03 lC C C C C C C一0.161.*尸刀刀(一4.1 1)(一1.74)(一3.14)(CF/S)卜,一5.501.一3.357
30、.一7.96 3.*尸州州州(一5.13)(一2.73)(一3.23)(C万夕S)卜;一D.0 7 1“一0.0 3 0一0.15 9a a a*STK K K K K K K(一4.1 1)(一1.7 4)(一3.13)C C Co ns ta nt t t0.084a a a0.0 7 2a a a0.084a a a0.684a a a0.06 6胜胜0.0 68.0.092a a a0.0 7 0.0.092a a a(12.65)(1 1.0 8)(12.65)(9.36)(9.07)(9.36)(5.2 1)(4.15)(5.21)A A AR(l)0.0 07 7 70.00 6
31、 6 60.00 2 2 20.0 05 5 50.0 09 9 90.0 05 5 500 08 8 80.0 01 1 10.0 02 2 2A A AR(2)0.824 4 40.8 16 6 60.8 0 1 1 10.775 5 50.7 4 6 6 60.775 5 50.723 3 30.710 0 00.70 6 6 6S S Sa r ga nT es t t t0.90 2 2 20.899 9 90.8 79 9 90.831 1 10.829 9 90.8 30 0 00.825 5 50.7 95 5 50.754 4 4观观测数数30 75 5 5 5 5 5 52
32、125 5 5 5 5 5 5950 0 0 0 0 0 0理论上说,企业外部投资者在与内部人之间存在信息不对称时会要求企业为使用外部资金支付溢价,导致外部融资成本增加;所有权经营权分离引起的管理者代理问题会损害企业利益,也会加大外部融资成本。因此,信息不对称和代理问题都会导致企业融资约束问题的出现。就中国上市公司来说,受到外源融资约束的程度,一方面取决于上市公司与投资者之间的信息不对称,另一方面取决于上市公司所有者与管理者之间代理问题的严重程度。中国上市公司虽然都是具有一定规模的大企业,都有较强的抵押能力,但是性质不同的上市公司与商业银行和政府有着不 同的关系,上市公司在股权和债务融资约束上
33、存在着差异。民营企业的融资约束都较国有企业得到更加明显的缓解主要是由于中国国有企业有其特殊性,即一直受到国家财政和信贷的大力支持,金融发展的程度对其影响并不是很大。朱红军等(200 6)的研究也表明,预算软约束的存在扭曲了国有企业面临的真实的融资约束,减 弱了金融发展对国有企业所带来的积极作用,产生了“漏出”效应。然而,考虑到民营企业经营活动对银行贷款的依赖程度较低,主要依赖内源融资(企业家自有资金、企业留利等)和非正规金融(如私人借贷、贸易信贷、地下钱庄等)以及金融漏损效应(金融资源从国有部门向私人部门的流动)等,我们认为,金融发展只是有限地改善了 民营企业的融资约束,金融体系若要充分发挥其
34、功能,还需加快 自身的改革。效又刃年第9期中国金融发展与企业融资约束的缓解16 3五、结论和政策建议在中国转型经济的特殊制度背景下,融资约束的存在是制约企业和地区经济发展的重要障碍,如何缓解融资约束,促进企业的健康发展,进而实现地区之间经济的平衡发展,成为政策制定者和实务界关注的课题。本文通过更适用于中国上市公司的欧拉方程模型,利用20 03一200 7年上市公司面板数据和动态面板广义矩估计方法,考察了金融发展对缓解企业融资约束的作用。实证分析发现:(l)中国上市公司普遍存在融资约束,但不同公司所受融资约束程度不同,国有上市公司的融资约束程度高于民营上市公司;(2)金融发展有助于降低企业的融资
35、约束水平,金融发展过程 中,民营企业的融资约束较国有企业得到更加明显的缓解;(3)金融中介的发展在缓解企业融资约束中的作用远比股票市场发展的作用大。从这些结论可以得出的政策建议是:进一步深化金融改革,推进金融部 门的市场化改革,在提高金融深度的同时改善金融体系的内部构成以适应经济结构;推进 中小金融机构的发展,通过建立 中小企业银行、发展政策性 中小企业融资担保机构等措施缓解中小企业面临的融资约束和发展困境。参考文献【l 李斌、江伟,2(X)6:金融发 展、融资约束与企业成长,南开经济研究,第3期,第6 8一7 8页。仁2饶育蕾、汪玉英,20 06:中国上市公司大股东对投资影响的实证分析,南开
36、管理评论,第5期,第6 7一7 3页。仁3郑江淮、何旭强、王华,20 01:上市公司投资的融资约束:从股权结构角度的实证分析,金融研 究,第n期,第92一99页。4朱红军、何贤杰、陈信元,2以巧:金融发展、预算软约束与企业投资,会计研究,第1 0期,第 6 4一7 1页。【5A、l俪。,M.,Bo nd 5.,1991,“SomeTes泛。O fsposf ieatso nf o rP an e1D at a:M的teCa l loEvide ne ea nd。nAp pl ie atio nt oE哪l叮men tEqua t io n s,双砚)如o fE con omi c凡u di。,
37、58,p p.2 7 7一297.仁6JBer na nke,B.,G el t le r,M.,1989,“A罗neyeosts,n et wor th,andbu sine s sf iu etua t ions”,Am enE con omi c R瓦咭蒯,79(1),p p.14一3 1.7Bo nd,5.,Meg hirC.,1994,“Dyn ami。in vestm entmodelsandthef ir m。af ina n cia lpoliey,五砚俪o fEc oomi cs t诚e s,61,pp.197一222.8Bo nd,5.,2002,“D卿二epa ne lD
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40、an c e,53(6),PP2107一2 137.12De而卿e一Ku nt,A.,Maksimovie,V.,20 02,“Fun d ingGr ow th inBa nk一Bas e da ndMa rket一Ba se dFin a n eia lsys-164小扮研铂总第35 1期t ems:E v ide n e ef r omF二一L evelDada,J our n alo fF in an cialEc on o,6 5,p p.3 37一3 6 3.1 3Faz z颐,5.M.,Hu Lb耐,R.G.,Peter so n,B.C.,198 8,“F i na n cia
41、 lCon str a intsa nd C呷or a t eIn ves tm ent”,Br o o无i叮尸匀记r so nEc on omi c Ac t诚t y,l,p p.14 1一195.仁1 4C七川er,M.,1992,“Fina neia le即aeit ya ndo ut Put助et ua t io nina ne e o n omywit hmul桩一per io df ieia l滋a t io n-s hip,双翻倒了刃con om 比s tl注die,5 9(3),p p.45 5一4 7 2.15加eve n,L,20 03,“Do esFin a ne过L i
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43、os to fe即i田,e o甲or a t ionf in a ne e,a ndt het he o叮 o finve stmen t,Am e成a n&。n omi c R 郡蜘,48(3),p p.261一29 7.18pa ga n o,M.,pa net ta,F.,2 1飞ale sL,1998,“WhyDoCompa nie sG opu bli c?AnEm pir iea lAna lysis,J ou砌1o fF i-n anc e,53,p p.2 7一4 1.19R a ja n,凡,z ing a le s,L,1998,“Finaneia lDepe nde n
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45、 lde ve loP mento ne or por a te6-na n ei ngeo nstr a intsusingpa nelda taf r omChin e selisted f ir msd面ngt heper iodZ(X)3一20()7.T her esultsshowthat:(l)Fin aneinge o n str aintsd oese石stinlistedf ir msofC hina;(2)Fina neia ldevelopmo ntha sr edue edf ir m,5f ina neinge onstr a lnts,andf in a nei n
46、 geo n st r aintsint helisted f irmseontrol1edby洲va tein divid ualsismo r eobviou sly而tig a blet ha nt hatO flistedf ir m se on t r ol ledbyt hestate;(3)T hef un et io n so ff ina neia li nt er media-t iondevelopmentinther e liefof f ina nei ngeon straints15m ueh largert ha nt ha to fsto ekma rketde velopme nt.Keywo rds:f ina neia lde veloPme.t,f ina neinge o n str aints,EulerEq Uatio n,GMM Estima t ion(责任编辑:杨启庸)(校对:Y Y)