李博陽 沈悅 張嘉望

摘要：本文以2007—2017年中國滬深兩市A股上市公司為研究樣本，從企業(yè)配置金融資產(chǎn)的動機出發(fā)探究企業(yè)金融資產(chǎn)配置與企業(yè)杠桿率的關(guān)系，并考察企業(yè)經(jīng)營風(fēng)險在兩者關(guān)系中的調(diào)節(jié)作用。研究發(fā)現(xiàn)：（1）企業(yè)金融資產(chǎn)配置總額越大，企業(yè)杠桿率水平越低。（2）短期金融資產(chǎn)配置“預(yù)防性儲蓄”動機顯著，降低了企業(yè)杠桿率;長期金融資產(chǎn)配置的“逐利”動機顯著，提高了企業(yè)杠桿率。（3）企業(yè)經(jīng)營風(fēng)險在金融資產(chǎn)配置與企業(yè)杠桿率的關(guān)系中起到了強化的調(diào)節(jié)作用。（4）短期金融資產(chǎn)對于企業(yè)杠桿率的抑制作用在民營企業(yè)和中小型企業(yè)中更加顯著，長期金融資產(chǎn)對企業(yè)杠桿率的促進作用在國有企業(yè)和大型企業(yè)中更加顯著。

關(guān)鍵詞：金融資產(chǎn)配置;企業(yè)經(jīng)營風(fēng)險;企業(yè)杠桿率;企業(yè)金融化;結(jié)構(gòu)化降杠桿

文獻標識碼：A

文章編號：1002-2848-2019（05）-0116-13

一、研究背景

據(jù)中國社會科學(xué)院計算，截至2018年底，中國債務(wù)總額達到了219.4萬億元，體量驚人。從債務(wù)結(jié)構(gòu)上看，居民部門杠桿率為53.2%，政府部門杠桿率為37%，企業(yè)部門杠桿率為153.6%，企業(yè)杠桿率畸高，債務(wù)結(jié)構(gòu)性問題突出①。鐘寧樺等[1]對中國企業(yè)杠桿率進行系統(tǒng)測算后發(fā)現(xiàn)，國有和大型非金融類上市公司顯著“加杠桿”是中國企業(yè)杠桿率居高不下的重要原因。在2017年政府工作報告中，李克強總理明確提出解決企業(yè)杠桿率居高不下的難題是中國供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革重點任務(wù)“去杠桿”的重中之重。

在2008年國際金融危機之后，中國非金融類企業(yè)杠桿率迅速攀升，與此同時企業(yè)金融化問題也逐步進入人們的視線。隨著中國經(jīng)濟邁入“三期疊加”的新常態(tài)，實體經(jīng)濟增速逐步下滑，而金融市場、房地產(chǎn)市場卻呈現(xiàn)逆周期上揚態(tài)勢，使得非金融企業(yè)投資實體經(jīng)濟的意愿低迷，轉(zhuǎn)而配置包括投資性房地產(chǎn)在內(nèi)的金融資產(chǎn)，企業(yè)金融化趨勢明顯。金融資產(chǎn)配置是否影響企業(yè)杠桿率？如果有，其作用機制是什么？配置短期金融資產(chǎn)與長期金融資產(chǎn)對企業(yè)杠桿率影響有何區(qū)別？這一系列問題的回答對于如何解決中國近年來出現(xiàn)的金融“脫實向虛”問題，積極穩(wěn)妥地降低企業(yè)杠桿率，防范去杠桿過程中可能發(fā)生的重大風(fēng)險具有重要意義。

從研究的脈絡(luò)來看，一部分文獻著重研究企業(yè)為何配置金融資產(chǎn)。盡管現(xiàn)有研究表述各異，究其本質(zhì)可將企業(yè)配置金融資產(chǎn)的動機分為預(yù)防性儲蓄和追求利潤最大化兩方面。其中預(yù)防性儲蓄是指企業(yè)提前將過剩資源轉(zhuǎn)為金融資產(chǎn)，一旦市場環(huán)境發(fā)生變化或面臨嚴苛的融資約束，再將所持有的金融資產(chǎn)轉(zhuǎn)化為所需的其他資源。這一舉措有助于企業(yè)降低高昂的調(diào)整成本，避免研發(fā)創(chuàng)新活動和實體投資發(fā)生中斷[2-4]。金融資產(chǎn)配置的利潤最大化動因是指企業(yè)將現(xiàn)有資源配置于金融市場、房地產(chǎn)市場等高收益的泛金融市場，旨在通過投資套利獲取超過實業(yè)投資的利潤。在當(dāng)今虛擬經(jīng)濟高收益的背景下，合理配置金融資產(chǎn)無疑可以盤活企業(yè)現(xiàn)有資源從而獲取短期超額收益[5-6]。

另一部分文獻集中探討企業(yè)配置金融資產(chǎn)帶來的經(jīng)濟效應(yīng)。在宏觀層面上主要表現(xiàn)為經(jīng)濟金融化：由于金融資產(chǎn)投資與實體投資的收益存在利差，資金不斷流入虛擬經(jīng)濟，導(dǎo)致資產(chǎn)價格泡沫、影子銀行體系膨脹，實體經(jīng)濟有效投資不足，長此以往會帶來居民收入差距持續(xù)增大，并誘發(fā)系統(tǒng)性金融風(fēng)險[7-8]。在微觀層面上主要表現(xiàn)為企業(yè)金融化：非金融類企業(yè)增加金融資產(chǎn)投資而減少生產(chǎn)性投資，并且以金融渠道獲利作為企業(yè)重要利潤來源。學(xué)術(shù)界針對企業(yè)配置金融資產(chǎn)微觀領(lǐng)域經(jīng)濟效應(yīng)的研究成果層出不窮，其中包括對于企業(yè)創(chuàng)新能力的破壞[9-10]、企業(yè)經(jīng)營收益率的沖擊[11]、企業(yè)主業(yè)發(fā)展的擠出[12-13]、企業(yè)全要素生產(chǎn)率的抑制[14]等。

毋庸置疑，以上文獻對理解企業(yè)金融資產(chǎn)配置及其經(jīng)濟效應(yīng)富有啟迪意義和借鑒價值，但可以看到雖然在國際金融危機之后，國內(nèi)外眾多學(xué)者已經(jīng)開始關(guān)注企業(yè)金融化問題，但是對于中國非金融類企業(yè)金融資產(chǎn)配置與企業(yè)杠桿率關(guān)系的研究依舊欠缺，只有個別學(xué)者從金融渠道獲利、宏觀經(jīng)濟環(huán)境因素等對此展開探索[6]，相關(guān)研究亟待擴充。

基于以往研究，本文可能的邊際貢獻在于：第一，從理論上剖析了企業(yè)配置金融資產(chǎn)的雙重動機，理順了不同動機下企業(yè)金融資產(chǎn)配置影響企業(yè)杠桿率的機制，證實了企業(yè)配置金融資產(chǎn)在總體上出于預(yù)防性儲蓄動機，能有效抑制企業(yè)杠桿率攀升，這一結(jié)論為科學(xué)全面認識金融資產(chǎn)配置的經(jīng)濟效應(yīng)提供了經(jīng)驗證據(jù)。第二，與現(xiàn)有文獻從整體上研究企業(yè)金融資產(chǎn)配置經(jīng)濟效應(yīng)的視角不同，本文不僅從整體考察企業(yè)金融資產(chǎn)配置對企業(yè)杠桿率的影響，而且將金融資產(chǎn)依照流動性劃分成短期和長期兩大類，根據(jù)不同期限金融資產(chǎn)配置的動機不同提出理論假設(shè)并展開實證研究。第三，企業(yè)經(jīng)營風(fēng)險不僅體現(xiàn)了企業(yè)受到融資約束的程度，同時也是系統(tǒng)性風(fēng)險在實體領(lǐng)域的微觀表現(xiàn)形式。本文將金融資產(chǎn)配置與企業(yè)經(jīng)營風(fēng)險的交互項引入局部調(diào)整模型，研究企業(yè)經(jīng)營風(fēng)險對金融資產(chǎn)配置和企業(yè)杠桿率關(guān)系的調(diào)節(jié)作用。

二、理論分析與研究假設(shè)

（一）金融資產(chǎn)配置與企業(yè)杠桿率

關(guān)于金融資產(chǎn)配置如何作用于企業(yè)杠桿率，學(xué)者們形成了兩種截然相反的觀點。一種觀點認為企業(yè)持有金融資產(chǎn)的動機在于預(yù)防性儲蓄，金融資產(chǎn)發(fā)揮著蓄水池的作用，緩解資金短缺，降低企業(yè)杠桿率。學(xué)術(shù)界對金融資產(chǎn)配置最早的探索源自對企業(yè)“現(xiàn)金持有”問題的研究，為此，Keynes[15]在《就業(yè)、利息與貨幣通論》一書中提出了“預(yù)防性儲蓄理論”（Precautionary Saving Theory），指出企業(yè)持有現(xiàn)金是為了防備現(xiàn)金流不確定性對企業(yè)經(jīng)營造成的不利影響，由此引申而來，非金融企業(yè)持有金融資產(chǎn)的目的是儲備流動性。對于現(xiàn)代企業(yè)而言，日常生產(chǎn)、經(jīng)營和擴張活動需要大量資金，傳統(tǒng)的外源融資主要有權(quán)益性融資和債務(wù)性融資兩種方式，其中權(quán)益性融資如上市、增發(fā)、配股等存在較高的準入限制且需要一系列煩瑣的審批程序，因此債務(wù)性融資如銀行貸款、發(fā)行債券等成為企業(yè)獲取外源融資的主要手段。但由于外源融資普遍存在合約摩擦和信息不對稱問題，融資成本不容忽視，此時考慮到金融資產(chǎn)流動性強的特征，配置金融資產(chǎn)成為企業(yè)另一種重要的融資方式。不難發(fā)現(xiàn)，作為企業(yè)應(yīng)對資金短缺的兩大緩沖器，債務(wù)融資和金融資產(chǎn)配置之間必然存在著替代關(guān)系，即企業(yè)持有金融資產(chǎn)的份額增加會引致企業(yè)債務(wù)融資規(guī)模減少，也直接導(dǎo)致杠桿率下降。由此可知，企業(yè)配置金融資產(chǎn)發(fā)揮著“蓄水池”效應(yīng)（Reservoir Effect）：企業(yè)在資金充裕時買入金融資產(chǎn)作為預(yù)防性儲蓄，而在資金短缺時賣出金融資產(chǎn)以解燃眉之急，金融資產(chǎn)起到調(diào)節(jié)、穩(wěn)定和平滑企業(yè)資金水平的作用，并形成了金融資產(chǎn)總額越大企業(yè)杠桿率越低的邏輯鏈條。

另一種觀點認為企業(yè)持有金融資產(chǎn)的動機在于追求利潤最大化。隨著對于金融資產(chǎn)配置研究的深入，企業(yè)“金融化”現(xiàn)象引起了學(xué)者的關(guān)注。Orhangazi[16]通過實證研究發(fā)現(xiàn)企業(yè)“金融化”與實體投資存在著負向關(guān)系，并由此引出了投資替代理論（Investment Substitution Theory）。該理論認為，企業(yè)配置金融資產(chǎn)的動機是追求利潤最大化。根據(jù)資源配置理論可知，作為投資選擇的一種，金融資產(chǎn)投資的增加必會擠出企業(yè)原先的主業(yè)投資。在當(dāng)前中國實體經(jīng)濟“冷”而虛擬經(jīng)濟“熱”的經(jīng)濟金融化背景下，金融資產(chǎn)的投資收益率普遍高于實業(yè)投資，大量非金融企業(yè)在利益驅(qū)使下將資金投向金融資產(chǎn)。由于信息不對稱和激勵不相容，管理者對于企業(yè)資產(chǎn)配置具有很大的自由裁量權(quán)，而且由于現(xiàn)代企業(yè)的高管薪酬激勵機制，高管薪酬與企業(yè)股票價格等直接掛鉤，企業(yè)高管的逐薪動機促使其在決策時減少企業(yè)研發(fā)投入、固定資產(chǎn)投資等收效慢的實業(yè)投資，轉(zhuǎn)向金融套利以獲取企業(yè)短期利潤和自身利益。并且企業(yè)對于管理者“重獎輕罰”的現(xiàn)象也在很大程度上刺激了管理者過度的金融投資行為。以上投資偏好的改變促使企業(yè)有更大動力進行銀行信貸，推動了企業(yè)杠桿率的攀升[17]。另外，根據(jù)融資權(quán)衡理論，企業(yè)進行金融資產(chǎn)投資帶來的高收益也使得其更易獲得銀行等金融機構(gòu)的信貸支持，從而進一步提升企業(yè)杠桿率。鑒于此，本文提出以下競爭性假設(shè)：

H1a：企業(yè)配置金融資產(chǎn)的動機是預(yù)防性儲蓄，金融資產(chǎn)總額越大企業(yè)杠桿率越低。

H1b：企業(yè)配置金融資產(chǎn)的動機是追求利潤最大化，金融資產(chǎn)總額越大企業(yè)杠桿率越高。

（二）金融資產(chǎn)配置期限與企業(yè)杠桿率

鑒于金融資產(chǎn)范疇很廣，并且企業(yè)進行不同期限金融資產(chǎn)配置的動機有所不同，在上述對于金融資產(chǎn)總額的理論分析基礎(chǔ)之上，本文將金融資產(chǎn)劃分為短期與長期兩個部分，探究金融資產(chǎn)配置期限對企業(yè)杠桿率的影響。

根據(jù)企業(yè)資產(chǎn)負債表的排列順序，貨幣現(xiàn)金與交易性金融資產(chǎn)屬于短期金融資產(chǎn)，其中交易性金融資產(chǎn)又被稱為現(xiàn)金等價物，二者持有期限短，比固定資產(chǎn)的流動性強，在面臨財務(wù)困境時，企業(yè)能夠通過出售這些短期金融資產(chǎn)及時地獲取流動性，從而緩解企業(yè)的資金壓力。持有短期金融資產(chǎn)占用企業(yè)主業(yè)投資資金的時間較短，發(fā)揮著“蓄水池”作用，彌補企業(yè)資金短缺[18]。企業(yè)持有現(xiàn)金、交易性金融資產(chǎn)等短期金融資產(chǎn)具有預(yù)防性儲蓄的動機，在應(yīng)對現(xiàn)金流不足、緩解外部融資約束方面起到重要作用[19]。因此，從企業(yè)配置短期金融資產(chǎn)的動機來看，支持預(yù)防性儲蓄理論，即企業(yè)配置短期金融資產(chǎn)以“蓄水池”效應(yīng)為主，降低企業(yè)杠桿率。與之相反，持有到期投資、金融衍生品、可供出售金融資產(chǎn)、長期股權(quán)投資、投資性房地產(chǎn)等屬于長期金融資產(chǎn)，其持有期限長，變現(xiàn)能力弱，缺乏足夠的流動性。作為非金融企業(yè)，配置這些長期金融資產(chǎn)更多是為了投資套利甚至投機，并且表現(xiàn)出對企業(yè)主業(yè)投資的“替代效應(yīng)”，是一種“舍本逐末”的行為[20]。因此，企業(yè)配置長期金融資產(chǎn)的動機是為了利潤最大化，支持投資替代理論，形成配置長期金融資產(chǎn)提高企業(yè)杠桿率通路。鑒于此，本文提出以下假設(shè)：

H2：企業(yè)配置短期金融資產(chǎn)以“蓄水池”效應(yīng)為主，顯著降低企業(yè)杠桿率。企業(yè)配置長期金融資產(chǎn)以“投資替代”效應(yīng)為主，顯著提高企業(yè)杠桿率。

（三）企業(yè)經(jīng)營風(fēng)險的調(diào)節(jié)作用

更進一步，企業(yè)經(jīng)營風(fēng)險可能影響金融資產(chǎn)配置與企業(yè)杠桿率之間的關(guān)系。一方面，由于企業(yè)同商業(yè)銀行間普遍存在金融摩擦，經(jīng)營風(fēng)險較高的企業(yè)更易受到銀行的融資約束[21]。經(jīng)營風(fēng)險越高的企業(yè)，因為利潤的不確定性高并且破產(chǎn)的概率也更高，銀行為之設(shè)定的抵押率越低，其面臨的融資約束問題越嚴重，企業(yè)從商業(yè)銀行等傳統(tǒng)金融機構(gòu)獲得的信貸支持越少。在這種情況下，企業(yè)持有短期金融資產(chǎn)進行預(yù)防性儲蓄的動機越強，因此經(jīng)營風(fēng)險高的企業(yè)會強化短期金融資產(chǎn)對企業(yè)杠桿率的“蓄水池”作用。另一方面，經(jīng)營風(fēng)險高的企業(yè)多是處于成長期的新興企業(yè)，這些企業(yè)的公司治理結(jié)構(gòu)與傳統(tǒng)企業(yè)有較大區(qū)別，其投資決策更多地服從于資產(chǎn)流動性的需求，薪酬激勵制度亦更加激進[22]。由于高經(jīng)營風(fēng)險企業(yè)的員工薪酬尤其是高管薪酬與企業(yè)股票短期價格的關(guān)系十分密切，企業(yè)管理者有更強的動機進行長期金融資產(chǎn)投資甚至投機，以期獲取遠超固定資產(chǎn)投資的超額利潤[23-24]。實證研究也證實了金融渠道獲利的增多確實顯著地提高了高管薪酬[25]。因此，對于經(jīng)營風(fēng)險高的企業(yè)，追逐利潤最大化的動機會愈加強烈，從而強化長期金融資產(chǎn)配置對企業(yè)杠桿率的提高作用。鑒于此，本文提出以下假設(shè)：

H3：企業(yè)經(jīng)營風(fēng)險在金融資產(chǎn)配置和企業(yè)杠桿率之間起調(diào)節(jié)作用。企業(yè)經(jīng)營風(fēng)險的提高導(dǎo)致短期金融資產(chǎn)配置對企業(yè)杠桿率的抑制作用被強化，長期金融資產(chǎn)配置對企業(yè)杠桿率的促進作用亦被強化。

基于上述理論分析，本文繪制金融資產(chǎn)總額、短期金融資產(chǎn)、長期金融資產(chǎn)對企業(yè)杠桿率的影響，以及企業(yè)經(jīng)營風(fēng)險調(diào)節(jié)作用的邏輯關(guān)系示意圖，如圖1所示。企業(yè)金融資產(chǎn)根據(jù)期限在1年以內(nèi)或1年及以上分為短期金融資產(chǎn)與長期金融資產(chǎn)，其中企業(yè)配置短期金融資產(chǎn)是出于預(yù)防性儲蓄動機并通過“蓄水池”效應(yīng)抑制企業(yè)杠桿率攀升，而企業(yè)配置長期金融資產(chǎn)是出于利潤最大化動機并通過“投資替代”效應(yīng)促進企業(yè)杠桿率攀升，在這二者相反作用疊加下金融資產(chǎn)總額整體呈現(xiàn)出抑制企業(yè)杠桿率攀升的作用，并且企業(yè)經(jīng)營風(fēng)險在長期、短期金融資產(chǎn)配置與企業(yè)杠桿率的關(guān)系中均起到了強化調(diào)節(jié)作用。

（四）金融資產(chǎn)配置影響企業(yè)杠桿率的異質(zhì)性

在考察金融資產(chǎn)配置對企業(yè)杠桿率的作用時，不可忽視企業(yè)產(chǎn)權(quán)所有制性質(zhì)和企業(yè)規(guī)模的影響。首先，對于短期金融資產(chǎn)配置而言，國有企業(yè)和大型企業(yè)的經(jīng)營風(fēng)險低，企業(yè)面臨的融資約束小，尤其是國有企業(yè)還更容易獲得政府的資金支持和補貼。而民營企業(yè)和中小型企業(yè)面臨的融資約束、融資成本高，不容易從金融機構(gòu)獲取充足貸款，為了防備經(jīng)營活動以及研發(fā)投入中斷帶來高昂的調(diào)整成本，其持有短期金融資產(chǎn)進行預(yù)防性儲蓄的動機顯然強于國有企業(yè)，由此本文推斷配置短期金融資產(chǎn)的“蓄水池”效應(yīng)在民營企業(yè)和中小型企業(yè)中會更加顯著。其次，就配置長期金融資產(chǎn)而言，國有企業(yè)和大型企業(yè)資金鏈充裕，有更多的閑置資金進行長期金融資產(chǎn)投資甚至投機。同時，諸如投資性房地產(chǎn)等長期金融資產(chǎn)其本身具備抵押價值，在抵押品效應(yīng)下，持有大量此類長期金融資產(chǎn)的國有企業(yè)和大型企業(yè)可以從銀行等金融機構(gòu)取得更多貸款，進一步促進企業(yè)杠桿率的攀升。而對于民營企業(yè)和中小型企業(yè)，由于資金鏈較為緊張，進行長期金融資產(chǎn)投資的意愿相對較弱。由此，本文推斷配置長期金融資產(chǎn)的替代效應(yīng)在國有企業(yè)和大型企業(yè)中更加顯著。綜上所述，本文提出以下假設(shè)：

H4：短期金融資產(chǎn)對企業(yè)杠桿率的抑制作用在非國有企業(yè)中更加顯著，長期金融資產(chǎn)對企業(yè)杠桿率的促進作用在國有企業(yè)中更加顯著。

H5：短期金融資產(chǎn)對企業(yè)杠桿率的抑制作用在中小企業(yè)中更加顯著，長期金融資產(chǎn)對企業(yè)杠桿率的促進作用在大型企業(yè)中更加顯著。

需要指出的是，現(xiàn)階段中國的國有企業(yè)不僅形成了較高的杠桿率，而且國有企業(yè)的資金并未完全直接流向?qū)嶓w經(jīng)濟投資，其很大一部分盈余資金用于購買影子銀行中的金融資產(chǎn)進行空轉(zhuǎn)，與之不同的是民營企業(yè)的資金絕大多數(shù)流向了實體經(jīng)濟投資[26]。由此可見，國有企業(yè)的高杠桿率不利于經(jīng)濟長遠發(fā)展。

三、研究設(shè)計

首先，實證檢驗金融資產(chǎn)總額對企業(yè)杠桿率的總體影響，接著挖掘長期金融資產(chǎn)與短期金融資產(chǎn)對企業(yè)杠桿率分別有怎樣的影響，以確定本文的主效應(yīng)。其次，探索企業(yè)經(jīng)營風(fēng)險對于金融資產(chǎn)配置與企業(yè)杠桿率之間調(diào)節(jié)作用的影響方向和作用效果。最后，驗證金融資產(chǎn)配置對企業(yè)杠桿率影響在不同產(chǎn)權(quán)所有制企業(yè)與不同規(guī)模企業(yè)中的異質(zhì)性。

（一）模型設(shè)計

1.金融資產(chǎn)總額對企業(yè)杠桿率的影響

為了驗證假設(shè)H1a和H1b，本文基于局部調(diào)整模型

采用局部調(diào)整模型作為企業(yè)杠桿率研究的基礎(chǔ)是學(xué)術(shù)界的標準做法，其具體推導(dǎo)過程如有興趣可向筆者索取，關(guān)于局部調(diào)整模型的有效性和合理性，可參見Flannery等[30]的研究。，參照姜付秀等[27]的做法建立如下基準回歸模型：

其中，i和t分別代表企業(yè)和時間，被解釋變量Lev表示企業(yè)杠桿率，采用企業(yè)資產(chǎn)負債率的賬面值（負債/總資產(chǎn)）進行度量。在實證研究時，參考安磊等[24]的處理方法，Lev用作基準回歸中的企業(yè)杠桿率指標，Lev2用作穩(wěn)健性檢驗中的企業(yè)杠桿率輔助指標，以負債/（負債+所有者權(quán)益市場價值）進行度量。解釋變量Fa表示企業(yè)金融資產(chǎn)總份額，用金融資產(chǎn)總額/總資產(chǎn)衡量。同時，本文從公司層面和宏觀層面兩個方面對控制變量進行科學(xué)選取。公司層面的控制變量包括資產(chǎn)規(guī)模Size，以總資產(chǎn)的自然對數(shù)衡量;成長機會Gro，以營業(yè)收入增長率衡量;盈利能力Roa，以凈利潤/總資產(chǎn)衡量

穩(wěn)健起見，本文還計算了凈資產(chǎn)收益率Roe，作為企業(yè)盈利能力的輔助指標重新對基準模型進行估計，回歸結(jié)果中對應(yīng)系數(shù)的符號與顯著性均保持一致。;經(jīng)營性現(xiàn)金流Cfo，以經(jīng)營性現(xiàn)金流/總資產(chǎn)衡量;有形資產(chǎn)比例Tan，以固定資產(chǎn)凈額/總資產(chǎn)衡量;投資機會Toq，以企業(yè)市值/總資產(chǎn)衡量;獨立董事規(guī)模Dd，以獨立董事人數(shù)/全部董事人數(shù)衡量;兩職合一Dual，以董事長是否兼任總經(jīng)理衡量（兼任取1，否則取0）。宏觀層面的控制變量主要為經(jīng)濟增長Eco，以人均真實GDP增長率衡量?？刂谱兞窟x取依據(jù)劉貫春等[6，28]的做法。此外，為減輕由于遺漏變量造成的內(nèi)生性問題，回歸模型中引入行業(yè)虛擬變量μi。不同年份的宏觀沖擊，例如金融危機、信貸政策變化等會使企業(yè)資本結(jié)構(gòu)發(fā)生系統(tǒng)性調(diào)整，本文引入時間虛擬變量γt。本文實證部分除了內(nèi)生性問題的處理以外，使用最小二乘虛擬變量（LSDV）模型進行估計，并在LSDV模型中引入行業(yè)虛擬變量與時間虛擬變量。εit代表隨機擾動項。若假設(shè)H1a成立，則變量Fa的系數(shù)α1顯著為正;若假設(shè)H1b成立，則變量Fa的系數(shù)α1顯著為負。

2.金融資產(chǎn)配置期限與企業(yè)杠桿率

為了驗證假設(shè)H2，本文在基準回歸中分別引入短期金融資產(chǎn)和長期金融資產(chǎn)來檢驗金融資產(chǎn)配置期限對企業(yè)杠桿率的影響，計量模型如下：

根據(jù)金融資產(chǎn)的流動性，并參照Demir等[5，8]的研究，本文將金融資產(chǎn)劃分為短期金融資產(chǎn)和長期金融資產(chǎn)。其中，短期金融資產(chǎn)包括貨幣資金和交易性金融資產(chǎn)，長期金融資產(chǎn)包括持有到期投資、可供出售的金融資產(chǎn)、長期股權(quán)投資、應(yīng)收股利和應(yīng)收利息以及投資性房地產(chǎn)凈額。利用公司資產(chǎn)規(guī)模對長、短期金融資產(chǎn)進行標準化處理，即以公司總資產(chǎn)作為分母分別除以長、短期金融資產(chǎn)總額，得到短期金融資產(chǎn)份額Sfa（短期金融資產(chǎn)總額/總資產(chǎn)）和長期金融資產(chǎn)份額Lfa（長期金融資產(chǎn)總額/總資產(chǎn)）。若假設(shè)H2成立，則變量Sfa的系數(shù)β1顯著為負，并且變量Lfa的系數(shù)γ1顯著為正。

3.企業(yè)經(jīng)營風(fēng)險調(diào)節(jié)作用的檢驗

為了驗證假設(shè)H3，本文在基準回歸中引入代表企業(yè)經(jīng)營風(fēng)險高低的虛擬變量來檢驗企業(yè)經(jīng)營風(fēng)險對金融資產(chǎn)配置影響企業(yè)杠桿率關(guān)系的調(diào)節(jié)作用，計量模型如下：

式（4）（5）分別驗證企業(yè)經(jīng)營風(fēng)險對短期和長期金融資產(chǎn)的調(diào)節(jié)作用。其中，Risk為以企業(yè)經(jīng)營風(fēng)險樣本中位數(shù)設(shè)置的代表企業(yè)經(jīng)營風(fēng)險高低的虛擬變量，當(dāng)其大于等于樣本中位數(shù)時取1，否則取0。此處參照翟勝寶[29]的研究，采用企業(yè)收益率的波動性對企業(yè)經(jīng)營風(fēng)險Risk進行度量。具體而言，通過每家企業(yè)所在行業(yè)的Roa平均值對各企業(yè)進行調(diào)整，進而對調(diào)整后的Roa計算前后三年的滾動標準差

穩(wěn)健起見，本文還計算了企業(yè)調(diào)整后Roa的5年滾動標準差（t-2到t+2年），作為企業(yè)經(jīng)營風(fēng)險的輔助指標重新對式（3）（4）進行估計，回歸結(jié)果中對應(yīng)系數(shù)的符號與顯著性均保持一致。。若假設(shè)H3成立，則交乘項Sfait×Risk的系數(shù)λ2與變量Sfa的系數(shù)λ1均顯著為負，交乘項Lfait×Risk的系數(shù)θ2與變量Lfa的系數(shù)θ1均顯著為正。

4.金融資產(chǎn)配置影響企業(yè)杠桿率的異質(zhì)性檢驗

本文通過分樣本回歸檢驗金融資產(chǎn)配置影響企業(yè)杠桿率的異質(zhì)性，驗證假設(shè)H4和H5。依照上市公司實際控制人的性質(zhì)，將樣本劃分為國有企業(yè)與非國有企業(yè)兩個子樣本，分別對式（2）（3）進行估計，若假設(shè)H4成立，則β1在非國有企業(yè)中絕對值更大，γ1在國有企業(yè)中顯著為負，在非國有企業(yè)中顯著為正。相似地，以上市公司資產(chǎn)規(guī)模中位數(shù)為界，將研究樣本劃分為大企業(yè)與中小企業(yè)兩個子樣本，分別對式（2）（3）進行估計，若假設(shè)H5成立，則β1在中小企業(yè)中絕對值更大，γ1在大企業(yè)中顯著為負，在中小企業(yè)中顯著為正。

（二）樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

由于2007年開始實行新的企業(yè)會計準則，為了保證變量統(tǒng)計口徑的一致性，本文選用2007—2017年中國滬深兩市A股上市公司年度數(shù)據(jù)作為研究樣本。對公司層面的原始數(shù)據(jù)進行如下處理：

（1）根據(jù)證監(jiān)會2012版行業(yè)分類，剔除屬于金融行業(yè)和房地產(chǎn)行業(yè)的上市公司;

（2）剔除ST類上市公司;

（3）為了保證數(shù)據(jù)的連續(xù)性，剔除成立不滿3年的上市公司;

（4）為了消除異常值的影響，對所有連續(xù)變量的兩端進行1%的縮尾（Winsorize）處理。最終，本文得到3314家上市公司2007—2017年的非平衡面板數(shù)據(jù)，共計8437個觀測值。樣本中公司層面的數(shù)據(jù)來自國泰安（CSMAR）數(shù)據(jù)庫，宏觀層面的數(shù)據(jù)來自Wind數(shù)據(jù)庫。各變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果見表1。

四、檢驗結(jié)果分析

（一）金融資產(chǎn)配置與企業(yè)杠桿率

金融資產(chǎn)總份額、短期金融資產(chǎn)份額和長期金融資產(chǎn)份額對企業(yè)杠桿率影響的回歸結(jié)果見表2。其中，第（1）（2）列的解釋變量為金融資產(chǎn)總額，第（3）（4）列的解釋變量為短期金融資產(chǎn)份額，第（5）（6）列的解釋變量為長期金融資產(chǎn)份額。第（1）（3）（5）列控制了行業(yè)效應(yīng)和年份效應(yīng)，第（2）（4）（6）列未控制年份效應(yīng)。

從表2第（1）（2）列不難看出，金融資產(chǎn)總額對企業(yè)杠桿率的影響顯著為負，并在1%的水平下通過顯著性檢驗。這一結(jié)果驗證了本文假設(shè)H1a，即金融資產(chǎn)總額越大，企業(yè)杠桿率越低，整體上企業(yè)配置金融資產(chǎn)的動機是進行預(yù)防性儲蓄。在控制變量層面，企業(yè)規(guī)模、成長機會、經(jīng)濟增長的回歸系數(shù)在1%的水平下顯著為正，企業(yè)盈利能力、有形資產(chǎn)比例、獨立董事規(guī)模的回歸系數(shù)在1%的水平下顯著為負，經(jīng)營性現(xiàn)金流、托賓Q、兩職合一的回歸系數(shù)不顯著或者不穩(wěn)定，這與于蔚等[28-31]的研究結(jié)果保持一致。由于控制變量的回歸結(jié)果較為穩(wěn)健，下文不再贅述。

（二）金融資產(chǎn)期限結(jié)構(gòu)與企業(yè)杠桿率

從表2第（3）（4）列可以發(fā)現(xiàn)，短期金融資產(chǎn)份額對企業(yè)杠桿率的影響顯著為負，且在1%的水平下顯著。具體而言，短期金融資產(chǎn)份額每上升1個百分點，企業(yè)杠桿率約下降0.380個百分點。這驗證了本文假設(shè)H2的前半部分，即企業(yè)配置短期金融資產(chǎn)能降低企業(yè)杠桿率。由表2第（5）（6）列可以看到，長期金融資產(chǎn)份額對企業(yè)杠桿率的影響顯著為正，同樣在1%的水平下顯著，長期金融資產(chǎn)份額每上升1個百分點，企業(yè)杠桿率約上升0.147個百分點。這驗證了本文假設(shè)H2的后半部分，即企業(yè)持有長期金融資產(chǎn)能夠提高企業(yè)杠桿率。細查式（1）（2）中金融資產(chǎn)總額與短期金融資產(chǎn)變量回歸系數(shù)的絕對值可以發(fā)現(xiàn)，在其余變量不變的情況下，二者系數(shù)符號同樣是負號即起到降低企業(yè)杠桿率的作用，金融資產(chǎn)總額的系數(shù)絕對值小于短期金融資產(chǎn)份額，由此可以看出短期金融資產(chǎn)對于企業(yè)杠桿率的“蓄水池”效應(yīng)更強。對此的合理解釋是，企業(yè)金融資產(chǎn)總額包含了短期金融資產(chǎn)與長期金融資產(chǎn)兩個部分，由表1變量描述性統(tǒng)計的均值可以發(fā)現(xiàn)，企業(yè)短期金融資產(chǎn)平均規(guī)模是長期金融資產(chǎn)的三倍多，說明企業(yè)金融資產(chǎn)總額中絕大多數(shù)是由短期金融資產(chǎn)構(gòu)成的。而結(jié)合表2實證結(jié)果與理論假設(shè)可以看到，短期金融資產(chǎn)通過“蓄水池”效應(yīng)對企業(yè)杠桿率起到抑制作用，長期金融資產(chǎn)通過“投資替代”效應(yīng)對企業(yè)杠桿率起到促進作用，在這兩種期限不同金融資產(chǎn)相反作用的疊加下，金融資產(chǎn)總額整體上呈現(xiàn)出抑制企業(yè)杠桿率攀升的“蓄水池”效應(yīng)。

（三）企業(yè)經(jīng)營風(fēng)險對金融資產(chǎn)配置與企業(yè)杠桿率關(guān)系的調(diào)節(jié)作用

企業(yè)經(jīng)營風(fēng)險對金融資產(chǎn)配置與企業(yè)杠桿率關(guān)系的回歸結(jié)果見表3。第（1）（2）列在基準模型的基礎(chǔ)上引入了短期金融資產(chǎn)與企業(yè)經(jīng)營風(fēng)險的交乘項，第（3）（4）列在基準模型的基礎(chǔ)上引入了長期金融資產(chǎn)與企業(yè)經(jīng)營風(fēng)險的交乘項。第（1）（3）列控制了行業(yè)效應(yīng)和年份效應(yīng)，第（2）（4）列未控制年份效應(yīng)。

從表3第（1）（2）列可以發(fā)現(xiàn)，短期金融資產(chǎn)對企業(yè)杠桿率的影響在1%的水平下顯著為負，與基準回歸結(jié)果一致。短期金融資產(chǎn)與企業(yè)經(jīng)營風(fēng)險的交乘項的回歸系數(shù)分別為-0.602和-0.583，在5%的水平下通過了顯著性檢驗，說明企業(yè)經(jīng)營風(fēng)險對短期金融資產(chǎn)與企業(yè)杠桿率之間的負向關(guān)系起到了強化作用，即驗證了假設(shè)H3的前半部分。從表3第（3）（4）列可以看出，長期金融資產(chǎn)對企業(yè)杠桿率的影響在1%的水平下顯著為正，與基準回歸結(jié)果保持一致。長期金融資產(chǎn)與企業(yè)經(jīng)營風(fēng)險的交乘項回歸系數(shù)分別為0.178和0.173，在1%的水平下通過顯著性檢驗，表明企業(yè)經(jīng)營風(fēng)險對長期金融資產(chǎn)與企業(yè)杠桿率之間的正向關(guān)系也起到了強化作用，即驗證了假設(shè)H3的后半部分。同時，企業(yè)經(jīng)營風(fēng)險變量的回歸系數(shù)始終在1%的水平下顯著為正，也就是經(jīng)營風(fēng)險越高的企業(yè)其杠桿率也越高。這主要是因為經(jīng)營風(fēng)險越高的企業(yè)融資約束問題越嚴重，同時它們擴大再生產(chǎn)的動機越強，由于它們難以從銀行獲得足夠的信貸支持，不得不轉(zhuǎn)向影子銀行融資，推高企業(yè)杠桿率，這一結(jié)論同彭俞超等[21]的研究結(jié)果一致。

（四）金融資產(chǎn)配置影響企業(yè)杠桿率的異質(zhì)性回歸結(jié)果

為了進一步檢驗金融資產(chǎn)配置對企業(yè)杠桿率的影響是否在不同產(chǎn)權(quán)所有制以及不同規(guī)模的企業(yè)間表現(xiàn)出明顯的差異性，本文根據(jù)企業(yè)產(chǎn)權(quán)所有制和企業(yè)規(guī)模將原樣本進行了細分，估計結(jié)果見表4。其中，第（1）（3）（5）（7）列的解釋變量為短期金融資產(chǎn)份額，第（2）（4）（6）（8）列的解釋變量為長期金融資產(chǎn)份額?；貧w均控制了行業(yè)效應(yīng)與年份效應(yīng)。

由表4的第（1）（4）列可以看出，金融資產(chǎn)配置對企業(yè)杠桿率的影響在不同產(chǎn)權(quán)所有制企業(yè)中表現(xiàn)出明顯差異。首先，對于短期金融資產(chǎn)，回歸結(jié)果在國有企業(yè)和非國有企業(yè)樣本中均在1%的水平下顯著為負，回歸系數(shù)分別為-0.246和-0.407。經(jīng)過費舍爾組合檢驗（Fishers Permutation Test），二者在1%的水平下具有顯著性差異，說明短期金融資產(chǎn)對于企業(yè)杠桿率的抑制作用在非國有企業(yè)中更加顯著，假設(shè)H4的前半部分得以驗證。對于長期金融資產(chǎn)，回歸結(jié)果在國有企業(yè)和非國有企業(yè)樣本中均至少在5%的水平下顯著為正，回歸系數(shù)分別為0.268和0.128。經(jīng)過費舍爾組合檢驗，二者在1%的水平下具有顯著性差異，說明長期金融資產(chǎn)對于企業(yè)杠桿率的促進作用在國有企業(yè)中更加顯著，即驗證了H4的后半部分。

由表4的第（5）（8）列可以發(fā)現(xiàn)，金融資產(chǎn)配置對企業(yè)杠桿率的影響在不同規(guī)模企業(yè)的樣本中同樣具有明顯差異。對于短期金融資產(chǎn)，回歸結(jié)果在大企業(yè)和中小企業(yè)樣本中均在1%的水平下顯著為負，回歸系數(shù)分別為-0.243和-0.460。費舍爾組合檢驗結(jié)果表明二者在1%的水平下具有顯著性差異，即短期金融資產(chǎn)對于企業(yè)杠桿率的抑制作用在中小企業(yè)中更加顯著，驗證了假設(shè)H5的前半部分。對于長期金融資產(chǎn)，回歸結(jié)果在大企業(yè)和中小企業(yè)樣本中均至少在5%的水平下顯著為正，系數(shù)分別為0.226和0.134。費舍爾組合檢驗結(jié)果表明，二者在1%的水平下具有顯著性差異。這一結(jié)果證實了假設(shè)H5的后半部分，即長期金融資產(chǎn)對于企業(yè)杠桿率的促進作用在大型企業(yè)中更為顯著。

（五）內(nèi)生性問題的處理與穩(wěn)健性檢驗

1.內(nèi)生性問題的處理

限于數(shù)據(jù)的可得性，本文計量模型的設(shè)計可能遺漏同時影響金融資產(chǎn)配置和企業(yè)杠桿率的重要變量，例如企業(yè)社會資本、企業(yè)家才能等難以度量的因素。對于變量測量誤差和遺漏變量所導(dǎo)致的內(nèi)生性問題，本文選用解釋變量的滯后一期、滯后兩期作為工具變量，采取工具變量兩階段最小二乘法（IV-2SLS）進行穩(wěn)健性檢驗，回歸結(jié)果見表5第（1）（3）列。不難發(fā)現(xiàn)，采用了IV-2SLS后的回歸結(jié)果中金融資產(chǎn)配置變量均在1%的水平下顯著，系數(shù)符號也與前文保持一致。同時Hansen統(tǒng)計量、LM統(tǒng)計量和Wald檢驗結(jié)果表明回歸不存在過度識別問題、不可識別問題和弱工具變量問題，本文主要結(jié)論穩(wěn)健。

此外，為避免由于信息缺漏而造成的估計偏誤，對于年報中金融資產(chǎn)各科目缺省或為零的企業(yè)，將該科目變量賦值為0。在樣本遴選過程中，參考經(jīng)典文獻進行了多重樣本剔除，這些都有可能引致樣本的選擇性偏誤。本文采取Heckman兩步法（Heckmans two-step procedure）進行估計，回歸結(jié)果見表5第（4）（6）列。可以看出，采用了Heckman兩步法回歸后主要解釋變量的顯著性和符號與前文保持一致。以上兩種檢驗結(jié)果表明本文計量模型受內(nèi)生性問題的困擾不大，研究結(jié)論穩(wěn)健。

2.穩(wěn)健性檢驗

為確保研究結(jié)論的可靠性，本文從兩個方面展開穩(wěn)健性檢驗，結(jié)果見表6。其一，替換企業(yè)杠桿率代理變量。根據(jù)研究設(shè)計，選擇企業(yè)杠桿率輔助指標Lev2進行回歸，結(jié)果見第（1）（3）列，回歸結(jié)果與表2保持一致，表明本文研究結(jié)論不受被解釋變量指標選取的影響。其二，同時放入長期、短期金融資產(chǎn)份額。將短期金融資產(chǎn)份額與長期金融資產(chǎn)份額同時納入基準回歸，結(jié)果見第（4）列，估計結(jié)果并未發(fā)生實質(zhì)性變化。綜上所述，無論采取何種穩(wěn)健性檢驗方法，本文結(jié)論均穩(wěn)健可靠。

五、研究結(jié)論與啟示

隨著中國經(jīng)濟邁入“三期疊加”的新常態(tài)，實體經(jīng)濟增速逐步下滑，而金融市場、房地產(chǎn)市場卻呈現(xiàn)逆周期上揚態(tài)勢，使得非金融企業(yè)投資實體經(jīng)濟的意愿低迷，轉(zhuǎn)而配置包括投資性房地產(chǎn)在內(nèi)的金融資產(chǎn)。中央明確提出，解決企業(yè)杠桿率居高不下的難題是中國供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革重點任務(wù)“去杠桿”的重中之重。在此背景下，剖析金融資產(chǎn)配置如何作用于企業(yè)杠桿率，并重點分析企業(yè)經(jīng)營風(fēng)險的調(diào)節(jié)作用成為題中應(yīng)有之義。

本文利用2007—2017年中國滬深兩市A股非金融類上市公司的面板數(shù)據(jù)，檢驗了金融資產(chǎn)配置對企業(yè)桿率的影響，并進一步考察了企業(yè)經(jīng)營風(fēng)險對于二者關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)。本文得出以下主要結(jié)論：第一，整體上，企業(yè)配置金融資產(chǎn)的動機是進行預(yù)防性儲蓄，金融資產(chǎn)配置總額對企業(yè)杠桿率起到抑制作用。第二，從金融資產(chǎn)配置期限角度進行劃分，短期金融資產(chǎn)在企業(yè)融資活動中發(fā)揮著蓄水池功能，與企業(yè)杠桿率顯著負相關(guān)，而長期金融資產(chǎn)刻畫的金融化特征加劇了企業(yè)杠桿率上升。第三，較高的企業(yè)經(jīng)營風(fēng)險起到的調(diào)節(jié)作用使得短期金融資產(chǎn)與企業(yè)杠桿率的負向關(guān)系被顯著強化，長期金融資產(chǎn)與企業(yè)杠桿率的正向關(guān)系也被顯著強化。第四，分企業(yè)產(chǎn)權(quán)所有制的回歸結(jié)果發(fā)現(xiàn)，短期金融資產(chǎn)對企業(yè)杠桿率的抑制作用在非國有企業(yè)中更加顯著，長期金融資產(chǎn)對企業(yè)杠桿率的促進作用在國有企業(yè)中更加顯著。分企業(yè)規(guī)模的回歸結(jié)果顯示，短期金融資產(chǎn)對企業(yè)杠桿率的抑制作用在中小企業(yè)中更加顯著，長期金融資產(chǎn)對企業(yè)杠桿率的促進作用在大型企業(yè)中更為顯著。

結(jié)合上述研究結(jié)論，本文提出如下政策啟示：第一，合理把控企業(yè)配置金融資產(chǎn)的額度?？偟膩碇v，企業(yè)配置金融資產(chǎn)是出于預(yù)防性儲蓄動機并且金融資產(chǎn)總額發(fā)揮著“蓄水池”效應(yīng)，具有平衡企業(yè)財務(wù)杠桿的效果，因此在抑制企業(yè)金融化時不能一概而論，以免影響企業(yè)正常的投融資行為。第二，優(yōu)化金融資產(chǎn)配置結(jié)構(gòu)。配置短期金融資產(chǎn)具有預(yù)防性儲蓄的作用，可以適度持有，配置長期金融資產(chǎn)的逐利動機促進企業(yè)杠桿率攀升并且會擠出企業(yè)原先的主業(yè)投資，應(yīng)謹慎持有。同時，監(jiān)管方應(yīng)密切追蹤企業(yè)長期金融資產(chǎn)投資動向，加強對非金融企業(yè)的金融投機行為的監(jiān)管。政府還應(yīng)出臺相應(yīng)的鼓勵性政策并為實體企業(yè)提供良好的外部環(huán)境，引導(dǎo)實體企業(yè)回歸主營業(yè)務(wù)，并逐步縮小實業(yè)投資、創(chuàng)新投資與長期金融資產(chǎn)投資之間的收益率差距，從源頭解決非金融企業(yè)“脫實向虛”問題。第三，合理配置金融資產(chǎn)、積極穩(wěn)妥降低企業(yè)杠桿率還應(yīng)充分考慮企業(yè)經(jīng)營風(fēng)險調(diào)節(jié)作用的影響。監(jiān)管部門應(yīng)尤其關(guān)注經(jīng)營風(fēng)險較高的企業(yè)配置長期金融資產(chǎn)，警惕由于企業(yè)經(jīng)營風(fēng)險強化作用帶來的企業(yè)杠桿率快速攀升的不良后果。第四，降低企業(yè)杠桿率過程中還應(yīng)結(jié)合企業(yè)產(chǎn)權(quán)異質(zhì)性與規(guī)模異質(zhì)性的特點。“國有和大型非金融類上市公司顯著加杠桿是中國企業(yè)杠桿率居高不下的重要原因”[1]，著力控制國有企業(yè)和大型企業(yè)配置長期金融資產(chǎn)是抑制中國企業(yè)杠桿率攀升的突破點。

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