宏观冲击、固定投资增长与企业营运资本管理
中图分类号：F275 文献标识码：A 文章编号：1004-5937（2014）29-0053-03
过去30年中，中国实体经济经历了一个显著而持续的固定投资快速增长阶段（Song et al.， 2011），即使是在经济危机时期，企业固定投资也未呈现大幅下降趋势，而是保持了平稳增长（鞠晓生等，2013）。考虑到我国金融发展的非平衡性及金融抑制的存在性，上述快速增长的动因成为学术界关注的焦点。为此，有学者从非正规金融（Ayyagari et al.， 2010）、商业信用（Cull et al.， 2009）、金融漏损（安强身，2008）等角度对这一中国式“增长之谜”进行了机理分析和逻辑解读。与上述研究不同，本文选择以营运资本为视角来解释“增长之谜”。首先阐述营运资本推动企业固定投资增长的微观机理，其次，结合房地产行业面板数据来检验营运资本平滑固定投资的行为特征，从而为固定投资持续增长的营运资本驱动理论提供实证支持。
一、理论分析与假设
本文的分析以营运资本为视角，因此，首先需要对营运资本的基本内涵进行界定。本文中，营运资本专指“净营运资本（NWC）”，即“流动资产-流动负债”，其主要成分包括：现金及现金等价物、净商业信用及存货。而营运资本投资为NWC的跨期波动水平（ΔNWC）。
固定资产投资与营运资本投资同属于企业内生投资决策。前者主要表示企业长期资产的增长水平，后者则表示企业净流动能力的增长水平，反映了企业短期流动性（及短期偿债能力）的变化程度。前者具有一定的不可逆性，即调整成本相对较高；而后者则具有相对灵活的调整能力和调整空间，即调整成本相对较低。
Fazzari and Petersen（1993）的研究表明，对于具有融资约束的企业而言，上述两种投资对“现金流”构成一定的“竞争效应”，尤其是在宏观冲击（如经济危机）条件下，这种竞争效应很可能被进一步放大。从竞争的结果上看，由于营运资本投资的调整成本相对更低，所以，企业很可能降低营运资本投资，如降低存货或者削减商业信用，从而补充固定投资（Fixed-Investment），避免因固定投资频繁波动而产生高昂的调整成本。上述过程也被定义为营运资本对固定投资的“平滑”过程。
从近年的实证研究看，刘康兵（2012）结合我国制造业样本分析了营运资本平滑固定投资的静、动态特征；鞠晓生等（2013）结合非上市企业分析了营运资本平滑研发投资的行为特征，并基于融资约束，对平滑效应进行了异质性分析；Ding et al.（2013）指出，“投资―现金流”敏感度在一定程度上是“投资―营运资本投资”敏感度的反映，面临外部融资约束的企业，之所以获得了快速的固定投资增长，是源于企业具有较强的内源融资能力，而营运资本管理正是企业调节内部资本水平的重要渠道；于博（2014）将营运资本因素平滑效应纳入传统投资效率检验模型，分析了营运资本管理对企业投资效率的影响机制，并构建了货币政策借助营运资本路径影响企业投资效率的实证逻辑。
营运资本平滑效应的存在有助于企业获得更加稳定的固定资产投资路径，在降低调整成本的同时，也提高了企业把握投资机会的能力。可见，营运资本平滑效应是企业固定投资得以持续平稳增长的重要内生驱动因素。为了验证上述逻辑，本文以融资约束较强的房地产业为研究对象，以2007―2011年这一经济危机与宏观调控重要时间窗口为考察期，分析房地产上市企业利用营运资本平滑固定投资的行为特征。本文认为：宏观冲击条件下，房地产行业固定投资增长率的高企与该行业营运资本“平滑效应”密切相关，即存在如下假设：
H1：在经济危机与行业调控（2007―2011）的双重冲击下，房地产企业融资约束程度攀升，因此，其通过营运资本来平滑固定投资的行为特征将显著成立，“平滑效应”成为在危机条件下推动该行业高投资率的重要影响因素。
二、实证设计与检验
（一）模型、变量与样本选择
借鉴Fazzari and Petersen（1993）的实证过程，本文设计了如下“平滑检验模型”：
Iit=β0+β1*CFit+β2*ΔNWCit+β3*ROEit+β4*CREDITt-1+β5FCOSTit+μi+εit （1）
主要变量的定义与统计方式如表1所示。
若本文H1成立，则模型（1）中的β2应“显著为负”，从而说明固定投资与营运资本投资是具有“竞争”效应的投资决策。同时，营运资本平滑程度越高，则 |β2|应该越大。
本文数据来自国泰安数据库，时间窗口为2007―2011年。为保证数据有效性，剔除了如下样本类型：（1）上市不满5年（截至2012年末）及ST类的样本；（2）2007―2011年期间主营业务由其他行业转为房地产业的上市公司，且持续经营低于4年的样本；（3）单一年度营运资本及其他财务指标存在异常波动的样本；（4）房地产销售占主营收入比重5年平均值低于50%的样本；（5）以地产及物业租赁为主营业务的企业。最终构成含60家企业274个样本的非平衡面板。
（二）实证分析
为了确定模型的回归形式，本文对模型（1）进行了双F检验，其中：F2≈1.4，F1≈0.54，在给定5%的显著性水平下，对应的临界值分别为F2a（354，360）≈1.19和F2a（295，360）≈1.2，由于F2>1.19，且F1<1.2，故模型应采用变截距回归。此外，豪斯曼检验量为12.7，服从x2（5）分布，对应P-val=0.026，拒绝原假设，即接受固定效应；用于检验组间异方差的修正Wald统计量为3.6e+5，服从x2（60），对应P-val=0.00，即存在组间异方差；用于检验序列相关的Wooldridge F统计量为0.001，服从F（1，59），对应P-val=0.98，即不存在序列相关。 基于上述特征，本文的回归过程采用变截距及固定效应回归，表2分别报告了经White稳健标准误和Driscoll-Kraay①稳健标准误调整后的估计结果。
实证结果表明：第一，房地产行业营运资本投资确实与固定投资具有显著的现金流竞争效应，即ΔNWC的系数显著为负，从而支持了本文的假设，即营运资本管理确实为固定投资的稳定增长提供了内生的平滑机制，从而成为推动固定投资高企的重要因素；第二，宏观的信贷增长（CREDIT）并没有对房地产上市样本企业构成固定投资刺激，这从侧面证明了宏观货币扩张对实体经济存在一定的挤出效应；第三，财务成本（FCOST）与固定资产投资呈现正相关特征，即固定投资水平对财务成本的变动并不敏感，这与当前房地产行业持续攀升的利润率水平有关，说明其利润足以覆盖不断上升的成本约束。
