周 弘， 張成思， 唐火青

(1. 安徽財(cái)經(jīng)大學(xué)金融學(xué)院， 蚌埠 233030；2. 中國(guó)人民大學(xué)財(cái)政金融學(xué)院及中國(guó)財(cái)政金融政策研究中心， 北京 100872)

0 引 言

近年來，中國(guó)實(shí)體企業(yè)似乎熱衷于金融資產(chǎn)投資，甚至形成實(shí)體企業(yè)金融化趨勢(shì)[1].有關(guān)實(shí)體企業(yè)金融化的文獻(xiàn)大多討論實(shí)體企業(yè)金融投資行為的結(jié)果，而研究實(shí)體企業(yè)金融投資決策影響機(jī)制的文獻(xiàn)相對(duì)較少，并且圍繞著預(yù)防儲(chǔ)蓄(“蓄水池動(dòng)機(jī)”)和追求收益(“替代動(dòng)機(jī)”)兩個(gè)目的來討論[2, 3].由于這些研究沒有從企業(yè)效用函數(shù)的理論基礎(chǔ)出發(fā)，也就無法納入融資約束等重要因素進(jìn)行細(xì)致分析.

通過構(gòu)建合理基礎(chǔ)理論框架來闡釋實(shí)體企業(yè)的金融投資影響因素的文獻(xiàn)則更少一些，其中比較典型的是Demir[4]的研究，該文從效用函數(shù)基礎(chǔ)出發(fā)來刻畫實(shí)體企業(yè)投資組合選擇的影響因素，構(gòu)建兩類資產(chǎn)投資組合模型，并以阿根廷、墨西哥和土耳其三國(guó)企業(yè)面板數(shù)據(jù)作為樣本，發(fā)現(xiàn)固定資產(chǎn)與金融資產(chǎn)的收益率利差和固定資產(chǎn)投資的絕對(duì)風(fēng)險(xiǎn)大小對(duì)企業(yè)金融投資占比具有顯著的正向影響.張成思和鄭寧[5]在Demir[4]的模型基礎(chǔ)上，放松了金融資產(chǎn)投資收益率非時(shí)變且無風(fēng)險(xiǎn)的假定，拓展了既有模型，并對(duì)中國(guó)A股上市非金融企業(yè)的金融投資決策進(jìn)行了實(shí)證檢驗(yàn).

與以上研究不同，本文的研究主題是面臨融資約束的實(shí)體企業(yè)在固定資產(chǎn)與金融資產(chǎn)之間進(jìn)行兩類資產(chǎn)投資組合選擇的影響機(jī)制，即面臨融資約束的實(shí)體企業(yè)在何種情形下更傾向于增加金融資產(chǎn)投資占比.為此，本文對(duì)Demir[4]以及張成思和鄭寧[5]的投資組合理論框架進(jìn)行了拓展，引入企業(yè)債務(wù)和融資約束因素，從理論層面推演具有融資約束企業(yè)的金融投資決策影響機(jī)制，并進(jìn)一步運(yùn)用中國(guó)非上市實(shí)體企業(yè)作為樣本進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn).

融資約束對(duì)企業(yè)投資決策具有不可忽略的影響，不僅會(huì)給企業(yè)的投資者帶來“融資約束風(fēng)險(xiǎn)”[6]，而且會(huì)制約經(jīng)濟(jì)整體發(fā)展.從現(xiàn)實(shí)來看，中國(guó)金融體系融資約束現(xiàn)象仍然明顯.其中，金融體系中占主體地位的銀行體系，其金融資源配置仍然存在融資歧視問題[7].融資約束企業(yè)融資成本高的特性使得該類企業(yè)的投資決策與非融資約束企業(yè)的投資決策模式可能存在差異：例如在企業(yè)超額持有現(xiàn)金時(shí)，融資約束企業(yè)的過度投資傾向不明顯，但非融資約束企業(yè)的過度投資傾向明顯[8].

考慮到中國(guó)金融體系格局一直以間接融資為主導(dǎo)的現(xiàn)實(shí)情況，本文通過分析實(shí)體企業(yè)向銀行申請(qǐng)貸款的融資路徑，將融資約束因素納入分析框架.由于融資約束企業(yè)的內(nèi)外部信息不對(duì)稱，銀行為企業(yè)發(fā)放貸款時(shí)要求抵押，或至少是以資產(chǎn)(而非利潤(rùn))的數(shù)額為依據(jù)來配置信貸資源[9].在這一過程中，金融資產(chǎn)往往有明確的公允價(jià)值，信息不對(duì)稱更弱，而且固定資產(chǎn)的流動(dòng)性和抵押(質(zhì)押)率往往比金融資產(chǎn)的流動(dòng)性和抵押(質(zhì)押)率更低，所以持有更高比例的金融資產(chǎn)的公司在申請(qǐng)銀行貸款的過程中具有更大優(yōu)勢(shì).債券融資和銀行的信用貸款也存在類似特點(diǎn)：由于金融資產(chǎn)具有更高流動(dòng)性，變現(xiàn)時(shí)折價(jià)更小，所以企業(yè)持有更高比例的金融資產(chǎn)比固定資產(chǎn)更容易獲得債權(quán)人更高額度(或相同額度下更低價(jià)格)的授信支持.吳軍和陳麗萍[10]發(fā)現(xiàn)發(fā)行債券的非上市公司的金融資產(chǎn)配置能夠推動(dòng)企業(yè)杠桿率的提高，這為金融資產(chǎn)的信貸支持機(jī)制提供了實(shí)證支持.

本文通過刻畫金融資產(chǎn)和固定資產(chǎn)對(duì)信貸支持的不同影響，在理論模型部分推導(dǎo)出如下理論推斷：由于金融資產(chǎn)和固定資產(chǎn)對(duì)融資約束企業(yè)貸款額度的影響存在差異，所以面臨融資約束的實(shí)體企業(yè)在進(jìn)行固定資產(chǎn)和金融資產(chǎn)投資組合選擇時(shí)，不僅會(huì)考慮文獻(xiàn)中提及的風(fēng)險(xiǎn)因素和收益因素，還會(huì)考慮金融資產(chǎn)和固定資產(chǎn)對(duì)于企業(yè)資產(chǎn)總體情況的影響.因?yàn)榻鹑谫Y產(chǎn)有增加融資約束企業(yè)的貸款額度的功能，所以選擇更高的金融資產(chǎn)占比能夠增加企業(yè)的總資產(chǎn)規(guī)模，而更高的資產(chǎn)規(guī)模能增加企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)調(diào)整后的收益水平.同時(shí)，金融資產(chǎn)預(yù)期收益率變化對(duì)于企業(yè)兩類資產(chǎn)投資組合選擇的影響強(qiáng)于固定資產(chǎn)預(yù)期收益率變化的影響.

本文進(jìn)一步使用非上市實(shí)體企業(yè)為具有融資約束特征的樣本，研究實(shí)體企業(yè)在面臨融資約束時(shí)金融投資決策的影響機(jī)制.在具體分析中，本文首先使用資產(chǎn)規(guī)模、企業(yè)所有制性質(zhì)和長(zhǎng)期運(yùn)營(yíng)情況等企業(yè)性質(zhì)指標(biāo)作為融資約束指標(biāo)進(jìn)行分組，發(fā)現(xiàn)代表較低融資約束程度的大規(guī)模企業(yè)和國(guó)有企業(yè)所對(duì)應(yīng)的固定資產(chǎn)預(yù)期收益率與債務(wù)利息率之差對(duì)投資組合選擇的影響不顯著，小規(guī)模企業(yè)和民營(yíng)企業(yè)對(duì)應(yīng)的固定資產(chǎn)預(yù)期收益率與債務(wù)利息率之差則對(duì)金融投資占比具有顯著正向影響，而資不抵債企業(yè)的投資組合既不受資產(chǎn)預(yù)期收益率與債務(wù)利息率之差的顯著影響，又不受固定資產(chǎn)投資相對(duì)風(fēng)險(xiǎn)大小的影響.本文進(jìn)一步使用投資-現(xiàn)金流敏感性作為融資約束的代理變量進(jìn)行分組，發(fā)現(xiàn)融資約束最低的分組中固定資產(chǎn)投資相對(duì)風(fēng)險(xiǎn)大小對(duì)金融投資占比的影響較小，且融資約束最低分組中企業(yè)的固定資產(chǎn)預(yù)期收益率與負(fù)債利息率之差對(duì)企業(yè)的金融投資占比沒有顯著影響，這也導(dǎo)致金融資產(chǎn)與固定資產(chǎn)的收益率的差對(duì)融資約束最低組的企業(yè)的投資組合決策沒有顯著影響.本文還使用投資-現(xiàn)金流敏感性的函數(shù)近似地計(jì)算了理論中的關(guān)鍵變量并進(jìn)行回歸，結(jié)果與理論相一致.

本文的主要貢獻(xiàn)體現(xiàn)在三個(gè)方面：第一，在Demir[4]及張成思和鄭寧[5]使用投資組合選擇模型刻畫實(shí)體企業(yè)投資決策的理論框架基礎(chǔ)上，以企業(yè)資產(chǎn)的規(guī)模和種類影響信息不對(duì)稱和融資約束程度作為融資約束假設(shè)的理論基礎(chǔ)[11]和現(xiàn)實(shí)基礎(chǔ)[9, 10]，引入企業(yè)債務(wù)以及融資約束因素，首次從效用函數(shù)出發(fā)得到刻畫融資約束企業(yè)的金融化決策機(jī)制，為研究中國(guó)企業(yè)金融化和融資約束問題的文獻(xiàn)[2, 3, 8]提供了投資組合選擇視角下的理論依據(jù).第二，使用非上市公司作為實(shí)證樣本，發(fā)現(xiàn)非上市實(shí)體企業(yè)的金融投資決策同時(shí)關(guān)注風(fēng)險(xiǎn)和收益，豐富了已有文獻(xiàn)對(duì)中國(guó)實(shí)體企業(yè)的金融化驅(qū)動(dòng)因素的認(rèn)識(shí).第三，理論模型和實(shí)證分析均表明，金融資產(chǎn)和固定資產(chǎn)收益率變化對(duì)企業(yè)金融資產(chǎn)配置的邊際影響程度有差異，這一現(xiàn)象在相關(guān)文獻(xiàn)的理論模型中未有闡釋，而在現(xiàn)實(shí)層面又對(duì)于制定引導(dǎo)資金“脫虛向?qū)崱钡恼呔哂行碌膯⑹?

1 影響機(jī)制與理論模型

1.1 融資約束下實(shí)體企業(yè)金融投資影響機(jī)制

已有文獻(xiàn)在分析實(shí)體企業(yè)金融投資決策時(shí)考慮的主要因素是兩類資產(chǎn)的風(fēng)險(xiǎn)和收益，其核心思想是分散化投資[4, 5].然而，如果考慮融資約束因素對(duì)金融投資決策的影響，則需要在分析中引入負(fù)債端融資因素，并考察金融資產(chǎn)和固定資產(chǎn)對(duì)企業(yè)負(fù)債端影響的差異.

本節(jié)著重分析以銀行信貸渠道為代表的融資約束因素對(duì)于企業(yè)金融資產(chǎn)投資的影響.由于企業(yè)內(nèi)外部存在信息不對(duì)稱，所以銀行在向企業(yè)放貸時(shí)往往要求抵押，或以資產(chǎn)規(guī)模為依據(jù)配置信貸資源，即資產(chǎn)會(huì)影響企業(yè)的融資情況[9].另外，銀行在決定企業(yè)貸款額度的過程中，除資產(chǎn)規(guī)模外，各類資產(chǎn)占比也會(huì)影響銀行的決策，例如持有土地的企業(yè)更容易申請(qǐng)到銀行貸款[12]且房地產(chǎn)價(jià)格會(huì)通過融資約束狀況影響企業(yè)投融資行為[13].相對(duì)于固定資產(chǎn)，金融資產(chǎn)的公允價(jià)值更加易于確定，變現(xiàn)時(shí)的折價(jià)往往更少，那么金融資產(chǎn)可以減少銀行在配置信貸資源時(shí)所面臨的信息不對(duì)稱，因此固定資產(chǎn)的流動(dòng)性和抵押(質(zhì)押)率平均水平低于金融資產(chǎn)的對(duì)應(yīng)水平.考慮到這一因素，相同資產(chǎn)規(guī)模的企業(yè)中，持有更高比例金融資產(chǎn)的企業(yè)在申請(qǐng)銀行貸款時(shí)擁有優(yōu)勢(shì)，能獲得更多信貸資源.又因?yàn)槊媾R融資約束的企業(yè)會(huì)盡可能利用信貸資源，所以持有更高比例金融資產(chǎn)的企業(yè)會(huì)擴(kuò)大資產(chǎn)規(guī)模.

考慮到金融資產(chǎn)相對(duì)于固定資產(chǎn)能夠?yàn)槠髽I(yè)提供更多信貸資源的性質(zhì)，面對(duì)資產(chǎn)收益率和負(fù)債利息率的變化時(shí)，融資約束實(shí)體企業(yè)在選擇投資組合中金融投資的比例時(shí)不僅會(huì)考慮金融資產(chǎn)相對(duì)于固定資產(chǎn)的收益水平以及構(gòu)成資產(chǎn)組合以分散化投資風(fēng)險(xiǎn)的功能，還會(huì)考慮選擇更高比例的金融資產(chǎn)能使企業(yè)資產(chǎn)規(guī)模增加、使企業(yè)所有者的收益整體增加的可能.首先，當(dāng)金融資產(chǎn)的期望收益率增加時(shí)，金融資產(chǎn)收益率與負(fù)債利息率之差增加，將融資所獲資金進(jìn)行金融資產(chǎn)投資的操作的收益增加(或者說該操作的成本減少)，此時(shí)企業(yè)同時(shí)面臨著兩方面的激勵(lì)去增加金融資產(chǎn)的比例，一是金融資產(chǎn)相對(duì)于固定資產(chǎn)的收益水平提高，二是通過增加企業(yè)金融資產(chǎn)比例而擴(kuò)張企業(yè)總資產(chǎn)規(guī)模的收益更加明顯，或者說舉債進(jìn)行金融資產(chǎn)投資以求資產(chǎn)擴(kuò)張的實(shí)際成本降低.其次，當(dāng)固定資產(chǎn)的期望收益率增加時(shí)，固定資產(chǎn)相對(duì)于金融資產(chǎn)的收益水平增加，企業(yè)會(huì)考慮增加固定資產(chǎn)投資在投資組合中的比例.但是增加固定資產(chǎn)投資比例將產(chǎn)生副作用，減小固定資產(chǎn)占比的增加幅度.這是因?yàn)槠髽I(yè)將部分用于金融投資的資金轉(zhuǎn)向固定資產(chǎn)時(shí)，所能獲得的信貸資源會(huì)減少，企業(yè)的總資產(chǎn)規(guī)模會(huì)下降，這會(huì)使企業(yè)所有者的風(fēng)險(xiǎn)調(diào)整后的收益水平趨于下降.再次，當(dāng)企業(yè)的負(fù)債利息率增加時(shí)，企業(yè)以增加融資為目的而去增加金融投資的實(shí)際成本增加，那么繼續(xù)維持之前水平的資產(chǎn)規(guī)模得不償失，企業(yè)會(huì)傾向于減少金融投資占比，同時(shí)也就縮小了總資產(chǎn)規(guī)模.

已有文獻(xiàn)[4, 5]雖然使用投資組合理論來闡釋企業(yè)金融投資決策影響因素，但是未考慮融資約束以及負(fù)債端的影響，所以認(rèn)為金融資產(chǎn)預(yù)期收益率升高和固定資產(chǎn)預(yù)期收益率相同幅度的降低對(duì)企業(yè)金融投資決策的影響一樣，兩類資產(chǎn)預(yù)期收益率同時(shí)上升相同幅度的影響也是相同的.然而，當(dāng)引入負(fù)債及融資約束因素之后，企業(yè)金融投資所帶來的企業(yè)規(guī)模的邊際增加使得上述文獻(xiàn)中所描述的情形發(fā)生了變化：金融資產(chǎn)能帶來更多信貸資源的性質(zhì)使得企業(yè)更有動(dòng)力投資金融資產(chǎn)，以謀求更大的總資產(chǎn)規(guī)模.因此金融資產(chǎn)收益率升高推動(dòng)企業(yè)選擇更高比例的金融資產(chǎn)投資，這與資產(chǎn)擴(kuò)張的方向相符，“順?biāo)兄邸钡挠绊懗潭茸匀桓?；而固定資產(chǎn)收益率升高要求更低比例的金融資產(chǎn)投資，背離了企業(yè)所有者擴(kuò)張資產(chǎn)規(guī)模的要求，屬于“逆流而上”，影響程度會(huì)較小.上述情況的前提均為企業(yè)面臨融資約束，而且固定資產(chǎn)的抵押(質(zhì)押)率低于金融資產(chǎn).如果兩類資產(chǎn)的抵押(質(zhì)押)率相同，金融資產(chǎn)占比的選擇對(duì)企業(yè)的信貸資源的多少?zèng)]有影響，融資約束的影響機(jī)制將不復(fù)存在.

1.2 實(shí)體企業(yè)投資組合理論模型

企業(yè)金融化表現(xiàn)之一是企業(yè)的投資組合中金融資產(chǎn)比例的增加.本文延續(xù)Demir[4]和張成思和鄭寧[5]的思路，從效用函數(shù)出發(fā)研究融資約束企業(yè)的投資組合中金融資產(chǎn)比例為何增加.在已有模型的基礎(chǔ)上，引入了債務(wù)融資和融資約束因素，以刻畫融資約束下中國(guó)實(shí)體企業(yè)的金融投資決策的影響機(jī)制.使用Demir[4]和張成思和鄭寧[5]對(duì)企業(yè)最優(yōu)化問題的設(shè)定，假定代表性企業(yè)的效用函數(shù)U(·)是嚴(yán)格增的連續(xù)凹函數(shù)，且企業(yè)在每一期的期初可以選擇固定資產(chǎn)或金融資產(chǎn)作為投資標(biāo)的.那么代表性企業(yè)的最優(yōu)化問題是

(1)

其中E(·)代表取期望值，β是折現(xiàn)因子，St是企業(yè)第t期期初的股本.

企業(yè)的總資產(chǎn)等于其金融資產(chǎn)與固定資產(chǎn)之和，也等于企業(yè)的股本與債務(wù)之和.假設(shè)企業(yè)在每一期中首先獲得上一期的資產(chǎn)與收益，償還上一期借貸的本息，并決定下一期的債務(wù)水平與兩類資產(chǎn)配置情況.企業(yè)以抵押貸款等貸款形式取得某固定負(fù)債利息率的貸款，貸款額度的上限受到資產(chǎn)類別和資產(chǎn)規(guī)模的影響(1)式(4)類比Quadrini[11]所總結(jié)的抵押貸款的約束形式..這里假設(shè)企業(yè)的第0期的股本是S0，其他約束條件見式(2)～式(4)

(2)

(3)

(4)

(5)

根據(jù)式(3)和式(5)，得

(6)

代表性企業(yè)的效用函數(shù)為

U(St+1)=-e-γSt+1

(7)

這里γ是企業(yè)的絕對(duì)風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避系數(shù)，即

(8)

γ數(shù)值越大說明企業(yè)的風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避程度越高.又假設(shè)企業(yè)都是風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避者，所以γ>0.

進(jìn)一步將式(2)和式(5)代入式(7)，可得

(9)

此時(shí)，式(9)中指數(shù)部分的分布可以寫為

(10)

因?yàn)橹笖?shù)正態(tài)分布函數(shù)的期望為指數(shù)項(xiàng)正態(tài)分布部分的期望加上其一半方差，所以

(11)

因?yàn)槠髽I(yè)效用函數(shù)式(7)是關(guān)于股本St的單調(diào)遞增函數(shù)，且取期望后符號(hào)不變，因此求解多期的期望效用加總的優(yōu)化問題等價(jià)于先求解每一期的期望效用優(yōu)化問題再進(jìn)行多期加總.故上述問題可以簡(jiǎn)化為對(duì)每一期單獨(dú)求解的優(yōu)化問題，即

(12)

(13)

設(shè)總資產(chǎn)為Kt，則有

Kt=St+Dt

(14)

令

(15)

則可以整理得到理論模型的最終表達(dá)式

(16)

由式(16)可以看出金融資產(chǎn)占總資產(chǎn)的比例受到三個(gè)因素的影響：固定投資的相對(duì)風(fēng)險(xiǎn)大小、調(diào)整后金融資產(chǎn)收益率與負(fù)債利息率之差、調(diào)整后固定資產(chǎn)收益率與負(fù)債利息率之差.為方便分析，不妨令

如果不存在債務(wù)融資途徑(ξ=0)，或者固定資產(chǎn)的可抵押性與流動(dòng)性等同于金融資產(chǎn)(θ=1)，那么x=1，則式(16)退化為

(17)

對(duì)比式(16)和式(17)可以發(fā)現(xiàn)，存在債務(wù)融資途徑和融資約束的影響時(shí)，張成思和鄭寧[5]所提出的金融資產(chǎn)與固定資產(chǎn)的利差可以被劃分為對(duì)企業(yè)投資組合中金融資產(chǎn)占比的影響大小不同的兩部分：金融資產(chǎn)收益率與負(fù)債利息率之差、固定資產(chǎn)收益率與負(fù)債利息率之差.這意味著融資約束企業(yè)的固定資產(chǎn)預(yù)期收益率和金融資產(chǎn)預(yù)期收益率同時(shí)上升相同的幅度時(shí)(如金融資產(chǎn)預(yù)期收益率從10%上升至20%，固定資產(chǎn)預(yù)期收益率從25%上升至35%，且方差均保持不變)，企業(yè)傾向于配置更多的金融資產(chǎn).

根據(jù)理論模型式(16)，可以設(shè)立計(jì)量模型

(18)

作為對(duì)比，如果債務(wù)和融資約束要素不進(jìn)入模型(即理論表達(dá)式(17))，則相應(yīng)的計(jì)量模型解析表達(dá)式可以寫成如下形式

(19)

2 數(shù)據(jù)描述與變量說明

考慮到非上市企業(yè)信息透明度低導(dǎo)致貸款議價(jià)能力低[14]，普遍面臨融資約束問題[15]，本文選擇非上市實(shí)體企業(yè)作為樣本進(jìn)行實(shí)證分析.原始數(shù)據(jù)來自國(guó)泰安非上市公司數(shù)據(jù)庫(kù)，該數(shù)據(jù)庫(kù)收錄了非上市大型生產(chǎn)企業(yè)(銷售額大于500萬(wàn)元)的基本情況和財(cái)務(wù)信息.數(shù)據(jù)庫(kù)時(shí)間跨度為1998年～2009年，所以本文的樣本區(qū)間也是1998年～2009年.剔除了數(shù)據(jù)庫(kù)中樣本區(qū)間內(nèi)有年份缺失的企業(yè)(即觀測(cè)年數(shù)小于12)，共獲得9 962家企業(yè)的數(shù)據(jù)，其中包括：252家礦業(yè)企業(yè)、459家電力熱力供應(yīng)業(yè)企業(yè)、320家水的生產(chǎn)和供應(yīng)業(yè)企業(yè)、840家農(nóng)副食品加工制造業(yè)企業(yè)、1 391家紡織服裝加工制造業(yè)企業(yè)、744家木材家具制造業(yè)企業(yè)、679家化學(xué)原料與化學(xué)制品制造業(yè)企業(yè)、720家橡膠塑料制造企業(yè)、2 391家通用設(shè)備及專用設(shè)備制造業(yè)企業(yè)、146家金屬冶煉及壓延加工業(yè)企業(yè)、559家金屬制品業(yè)企業(yè)、714家非金屬礦物制品業(yè)企業(yè)和747家其他企業(yè).

式(18)和式(19)中變量的度量與計(jì)算說明如下：fr是企業(yè)金融資產(chǎn)占總資產(chǎn)的比例.本文根據(jù)中國(guó)會(huì)計(jì)準(zhǔn)則和張成思等[1]度量金融資產(chǎn)的方法，金融資產(chǎn)包括交易性金融資產(chǎn)、投資性房地產(chǎn)、持有至到期投資、可供出售金融資產(chǎn)、貨幣資金、應(yīng)收股利和應(yīng)收股息.由于國(guó)泰安非上市公司數(shù)據(jù)庫(kù)的數(shù)據(jù)細(xì)目有限，本文使用下式來計(jì)算金融資產(chǎn)總額，即：金融資產(chǎn)=流動(dòng)資產(chǎn)+長(zhǎng)期投資-存貨-應(yīng)收賬款(2)該式計(jì)算金融資產(chǎn)總額時(shí)，不計(jì)入應(yīng)收賬款部分.，則相應(yīng)有fr=金融資產(chǎn)/總資產(chǎn)=(流動(dòng)資產(chǎn)+長(zhǎng)期投資-存貨-應(yīng)收賬款)/總資產(chǎn).

根據(jù)金融資產(chǎn)收益率和固定資產(chǎn)收益率，可以進(jìn)一步求解金融資產(chǎn)收益率的方差和固定資產(chǎn)收益率的方差，即金融資產(chǎn)投資的風(fēng)險(xiǎn)和固定資產(chǎn)投資的風(fēng)險(xiǎn).本文使用兩種方法獲得風(fēng)險(xiǎn)指標(biāo)，即滾動(dòng)樣本方差和條件方差：第一種方法是計(jì)算長(zhǎng)度為五年的滾動(dòng)時(shí)間窗口(t-5年至t-1年)內(nèi)的投資收益率的樣本方差.該方法思路直觀，但無法計(jì)算得到前五年的投資風(fēng)險(xiǎn)，所以沒有1999年～2003年的樣本參與對(duì)式(18)的回歸分析，減小了參與回歸的樣本的時(shí)間跨度.另外，滾動(dòng)窗口計(jì)算結(jié)果體現(xiàn)的是前一時(shí)間窗口內(nèi)的風(fēng)險(xiǎn)，隱含著同一公司面臨著隨時(shí)間不變的兩類資產(chǎn)的風(fēng)險(xiǎn)(方差)的假設(shè)，但實(shí)際上滾動(dòng)窗口計(jì)算結(jié)果可能與企業(yè)當(dāng)前面臨的投資風(fēng)險(xiǎn)有少許差異.第二種方法是在全部時(shí)間段上用使用GARCH(1，1)模型分別估計(jì)金融資產(chǎn)收益率和固定資產(chǎn)收益率的條件方差.由于方法二的時(shí)間窗口長(zhǎng)度較短，GARCH模型的估計(jì)結(jié)果精確度可能不高，所以本文基準(zhǔn)實(shí)證結(jié)果中使用方法一(滾動(dòng)樣本方差)估計(jì)資產(chǎn)收益率的方差，而將條件方差對(duì)應(yīng)的結(jié)果作為補(bǔ)充和對(duì)比.

實(shí)證分析匯總還引入了其他可能影響企業(yè)投資組合選擇的控制變量，包括：企業(yè)資產(chǎn)規(guī)模(size，企業(yè)總資產(chǎn)的自然對(duì)數(shù))，企業(yè)的經(jīng)營(yíng)性現(xiàn)金流比率(cfo，經(jīng)營(yíng)性現(xiàn)金凈流入/總資產(chǎn))，代表償債壓力的財(cái)務(wù)杠桿率(lev，企業(yè)負(fù)債合計(jì)/企業(yè)所有者權(quán)益合計(jì))和流動(dòng)負(fù)債比例(cl，企業(yè)的流動(dòng)性負(fù)債/企業(yè)負(fù)債合計(jì))，代表企業(yè)成長(zhǎng)性的營(yíng)業(yè)收入同比增長(zhǎng)率(sales，企業(yè)第t年的主營(yíng)業(yè)務(wù)收入/企業(yè)第t-1年的主營(yíng)業(yè)務(wù)收入-1).

表1 主要變量的統(tǒng)計(jì)描述

樣本實(shí)體企業(yè)的資產(chǎn)規(guī)模差異較大，樣本中size極差超過6，即樣本中規(guī)模最大的企業(yè)規(guī)模超過規(guī)模最小的企業(yè)400倍以上.樣本企業(yè)的平均杠桿率即lev均值為55.57%，體現(xiàn)了非上市企業(yè)的平均資產(chǎn)結(jié)構(gòu).流動(dòng)負(fù)債比例cl的中位數(shù)是1，說明超過半數(shù)的企業(yè)均不存在長(zhǎng)期負(fù)債，其負(fù)債形式只有銀行短期貸款和應(yīng)付賬款等短期負(fù)債.營(yíng)業(yè)收入同比增長(zhǎng)率sales的均值為0.155 6，中位數(shù)0.089 2，說明平均而言樣本非上市公司營(yíng)業(yè)收入年均增長(zhǎng)近16%，但是營(yíng)業(yè)收入同比增長(zhǎng)率的分布是右偏分布，部分成長(zhǎng)企業(yè)拉高了整體水平.

3 實(shí)證分析

在實(shí)證分析中，首先通過Breusch和Pagan[16]的LM檢驗(yàn)，判斷式(18)和式(19)中個(gè)體效應(yīng)是否存在，檢驗(yàn)結(jié)果表明個(gè)體效應(yīng)存在，所以應(yīng)使用面板模型而非普通最小二乘(OLS)方法；然后，使用Hausman檢驗(yàn)[17]判斷應(yīng)選取固定效應(yīng)模型還是隨機(jī)效應(yīng)模型，Hausman檢驗(yàn)結(jié)果表明固定和隨機(jī)效應(yīng)模型存在顯著差異，則本文使用固定效應(yīng)模型.

表2 風(fēng)險(xiǎn)和調(diào)整后收益率對(duì)投資組合中金融投資占比的影響： IV估計(jì)結(jié)果

表3 風(fēng)險(xiǎn)和調(diào)整后收益率對(duì)投資組合中金融投資占比的影響： 基準(zhǔn)結(jié)果

表3中回歸(a)～回歸(d)中的經(jīng)營(yíng)性現(xiàn)金流比率cfo和流動(dòng)負(fù)債比例cl對(duì)金融投資占比有正向顯著影響，而主營(yíng)業(yè)務(wù)收入增長(zhǎng)率sales對(duì)金融投資占比有顯著負(fù)向影響.上述結(jié)果表明，現(xiàn)金凈流入較為充裕的企業(yè)有更多投資于金融資產(chǎn)的渠道和可投資資金，而流動(dòng)負(fù)債比例較高的企業(yè)會(huì)面臨更嚴(yán)重的償還短期債務(wù)的壓力，需要保持更高比例的流動(dòng)性較高的金融資產(chǎn)以備償付債務(wù)，均會(huì)傾向于進(jìn)行更多金融投資.而如果企業(yè)的主營(yíng)業(yè)務(wù)收入增長(zhǎng)率較高，當(dāng)期主營(yíng)業(yè)務(wù)成長(zhǎng)性好，企業(yè)固定資產(chǎn)投資的空間增大，則企業(yè)更愿意擴(kuò)大投資組合中固定資產(chǎn)的份額，增加主營(yíng)業(yè)務(wù)的投資，相應(yīng)表現(xiàn)為組合中金融投資占比下降.

表3中控制變量size(公司資產(chǎn)規(guī)模)系數(shù)顯著為正，說明總資產(chǎn)規(guī)模越大的非上市實(shí)體企業(yè)越傾向于選擇金融資產(chǎn)投資，這與張成思和鄭寧[5]研究上市非金融企業(yè)得到的結(jié)果相反，原因可能有如下幾點(diǎn)：一是規(guī)模更大的非上市實(shí)體企業(yè)投資金融資產(chǎn)的渠道更多，管理金融資產(chǎn)配置的能力更強(qiáng)，會(huì)傾向于投資更多金融資產(chǎn)；而相對(duì)于非上市企業(yè)而言，上市實(shí)體企業(yè)的投資與管理金融資產(chǎn)的能力整體較高，上市實(shí)體企業(yè)之間投資和管理金融資產(chǎn)的能力差距不像非上市實(shí)體企業(yè)之間的差距那樣明顯，所以資產(chǎn)規(guī)模對(duì)金融投資占比的影響機(jī)制在上市企業(yè)中就那么不明顯；二是規(guī)模較小的非上市企業(yè)在經(jīng)營(yíng)過程中面臨的生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)不確定性更大，規(guī)模迅速增大的可能因素也更多，甚至有達(dá)到IPO門檻的可能性；而上市企業(yè)中的不同規(guī)模企業(yè)之間的生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)不確定性的差別同樣存在，但沒有非上市企業(yè)中不同規(guī)模企業(yè)的差別大，所以非上市企業(yè)可能傾向于減少風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避措施，并主動(dòng)承擔(dān)更多風(fēng)險(xiǎn)、獲取更多風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)以增加盈利，根本原因在于非上市企業(yè)可能采取的動(dòng)態(tài)風(fēng)險(xiǎn)管理策略[19].

4 融資約束對(duì)金融投資的影響

為進(jìn)一步研究融資約束對(duì)金融投資的影響，根據(jù)企業(yè)的融資約束程度進(jìn)行分組回歸.文獻(xiàn)中常見的衡量融資約束程度的企業(yè)性質(zhì)指標(biāo)包括公司規(guī)模、股利支付水平、企業(yè)股權(quán)性質(zhì)等[8, 20]，這些指標(biāo)能夠粗略地將企業(yè)按照融資約束程度分組.需要回歸計(jì)算得到的指標(biāo)包括KZ指數(shù)[21]和企業(yè)的投資-現(xiàn)金流敏感性指標(biāo)[22]，這兩種指標(biāo)能夠更準(zhǔn)確地衡量融資約束的影響，但回歸并得到這類指標(biāo)的過程往往有相對(duì)更大的度量誤差.因此，本文分別使用表征企業(yè)性質(zhì)的啞變量和需回歸的連續(xù)變量作為衡量融資約束的指標(biāo).上述衡量融資約束的指標(biāo)均會(huì)影響或反映某一確定負(fù)債利息率水平下企業(yè)所能獲得的信貸資源的額度與企業(yè)資產(chǎn)的比例關(guān)系，對(duì)應(yīng)到理論模型中體現(xiàn)為式(4)中的ξ或式(16)中的x的值的差異：企業(yè)融資約束程度越嚴(yán)重，ξ值越小，而x值越大.

本文首先使用公司資產(chǎn)規(guī)模、企業(yè)股權(quán)性質(zhì)和長(zhǎng)期經(jīng)營(yíng)狀況分別作為企業(yè)性質(zhì)指標(biāo)衡量企業(yè)的融資約束程度，進(jìn)行分組分析.資產(chǎn)規(guī)模相對(duì)較小的企業(yè)(即“中小企業(yè)”)往往面臨較高的融資約束；國(guó)有企業(yè)面臨的融資約束總體更小[9, 23]；而長(zhǎng)期處于資不抵債狀態(tài)的企業(yè)，具有僵尸企業(yè)的特征，而“政企合謀”等因素會(huì)使得僵尸企業(yè)的融資更為容易[24].因此按照公司資產(chǎn)規(guī)模、公司的所有制和長(zhǎng)期運(yùn)營(yíng)狀態(tài)這三種企業(yè)性質(zhì)分別分組并進(jìn)行回歸，結(jié)果歸納在表4中.

表4 風(fēng)險(xiǎn)和調(diào)整后收益率對(duì)投資組合中金融投資占比的影響： 按企業(yè)性質(zhì)分組

樣本企業(yè)中還存在少數(shù)企業(yè)某些年份凈資產(chǎn)為負(fù)的現(xiàn)象，這一情況可以有兩方面的解釋：一方面，非上市企業(yè)不需要滿足對(duì)上市企業(yè)的監(jiān)管要求，沒有退市壓力；另一方面，中國(guó)的《破產(chǎn)法》規(guī)定企業(yè)僅當(dāng)無法償還債務(wù)時(shí)破產(chǎn)，但企業(yè)資不抵債不意味著企業(yè)會(huì)立刻破產(chǎn).這些長(zhǎng)期處于資不抵債的企業(yè)顯然值得關(guān)注：第一是因?yàn)樵擃惼髽I(yè)能夠在經(jīng)營(yíng)不善的情況下持續(xù)獲得借貸而避免破產(chǎn)，其融資特性可能走向了融資約束的反面，即具有不受限制的低成本融資能力；第二是因?yàn)橘Y不抵債企業(yè)的投資組合選擇模式可能與其他企業(yè)存在巨大差異，可能需要剔除這類企業(yè)之后重新回歸.

長(zhǎng)期資不抵債的企業(yè)面對(duì)的固定資產(chǎn)投資的相對(duì)風(fēng)險(xiǎn)和固定資產(chǎn)與金融資產(chǎn)投資預(yù)期收益率的利差均不顯著影響投資組合選擇，這說明長(zhǎng)期資不抵債的企業(yè)存在著嚴(yán)重的投資組合選擇不合理的問題.這一現(xiàn)象產(chǎn)生的原因可能有兩方面：一是這些資不抵債企業(yè)面臨軟預(yù)算約束，在“政企合謀”下能夠從銀行系統(tǒng)獲得低成本的資金支持而長(zhǎng)期存在[24]，但是生產(chǎn)活動(dòng)和管理活動(dòng)低效、管理層的能力不足，對(duì)金融資產(chǎn)的配置不合理，某種意義下正常運(yùn)營(yíng)的非上市企業(yè)融資約束與資不抵債企業(yè)并存的現(xiàn)象是中國(guó)金融競(jìng)爭(zhēng)力不足和信貸過度擴(kuò)張共存的表現(xiàn)[25]；二是委托代理問題將會(huì)增加公司的管理成本，引起腐敗，導(dǎo)致企業(yè)的金融資產(chǎn)配置出現(xiàn)問題.研究發(fā)達(dá)國(guó)家市場(chǎng)的文獻(xiàn)[26]認(rèn)為債務(wù)可以減少委托代理成本并提高公司治理表現(xiàn)，但田利輝[27]發(fā)現(xiàn)軟預(yù)算約束條件下負(fù)債會(huì)使管理者的行為更傾向于腐敗.本文認(rèn)為上述兩方面原因可能兼而有之.因?yàn)殚L(zhǎng)期資不抵債企業(yè)所特有的公司治理問題會(huì)影響對(duì)樣本整體投資組合選擇行為的刻畫，所以為了證明后文的結(jié)論不是資不抵債企業(yè)所導(dǎo)致的，本文在未報(bào)告的結(jié)果中剔除了資不抵債企業(yè)重新進(jìn)行后文中表5和表6的回歸分析，發(fā)現(xiàn)結(jié)論仍然穩(wěn)健.

由于公司資產(chǎn)規(guī)模、所有制性質(zhì)和長(zhǎng)期經(jīng)營(yíng)狀況這三種企業(yè)性質(zhì)指標(biāo)所影響的公司特征不僅僅只有融資約束，例如大規(guī)模企業(yè)可能具有更多獲得金融資產(chǎn)的途徑和更強(qiáng)管理金融資產(chǎn)的能力，國(guó)有企業(yè)可能更加厭惡風(fēng)險(xiǎn)而民營(yíng)企業(yè)可能更以利潤(rùn)最大化為目標(biāo)，長(zhǎng)期資不抵債的企業(yè)可能面臨嚴(yán)重的公司治理問題而不以股東價(jià)值最大化為優(yōu)先目標(biāo).上述原因?qū)е略谑褂帽碚髌髽I(yè)特征的簡(jiǎn)單啞變量指標(biāo)研究融資約束問題時(shí)將會(huì)受到其他方面因素的影響，所以下面使用投資-現(xiàn)金流敏感性指標(biāo)作為融資約束變量進(jìn)行研究.受限于非上市公司的市場(chǎng)價(jià)值(用以計(jì)算托賓Q)和股利數(shù)據(jù)的可獲性，本文沒有選擇Kaplan和Zingales[21]所構(gòu)建的KZ指數(shù)作為融資約束程度的代理變量.

為進(jìn)一步證明融資約束影響非上市實(shí)體企業(yè)的投資組合選擇，使用企業(yè)的投資-現(xiàn)金流敏感性作為融資約束指標(biāo)進(jìn)行實(shí)證分析.Fazzari等[22]首先研究投資-現(xiàn)金流敏感性，發(fā)現(xiàn)了融資約束程度與投資-現(xiàn)金流敏感性的正相關(guān)關(guān)系，后續(xù)研究同樣為投資-現(xiàn)金流敏感性作為融資約束變量提供了證據(jù)[28, 30].本文參照汪強(qiáng)等[30]估計(jì)企業(yè)的投資-現(xiàn)金流敏感性的方法，對(duì)于每一家企業(yè)i都按照下式估計(jì)投資-現(xiàn)金流敏感性

(20)

其中下標(biāo)i代表第i家企業(yè)，下標(biāo)t代表時(shí)間(年份)；Invest是企業(yè)的投資的增長(zhǎng)率，這里通過企業(yè)總資產(chǎn)的年增長(zhǎng)率來度量；cf是衡量企業(yè)現(xiàn)金流的指標(biāo)，即企業(yè)的凈現(xiàn)金流入與總資產(chǎn)的比率；controlijt代表第j個(gè)控制變量，θij是第i家企業(yè)的第j個(gè)控制變量的系數(shù)；本文選取的控制變量包括企業(yè)的杠桿率lev和企業(yè)的流動(dòng)負(fù)債比例cl.第i家企業(yè)的投資現(xiàn)金流敏感性即為回歸系數(shù)βi，衡量企業(yè)的融資約束程度.βi的數(shù)值越大說明企業(yè)的融資約束程度越嚴(yán)重.將企業(yè)的投資-現(xiàn)金流敏感性βi從小到大依次排序，并在排序后把樣本企業(yè)依次分為四組Q1-Q4進(jìn)行式(18)的回歸，每組的企業(yè)數(shù)量占樣本企業(yè)總數(shù)的四分之一且投資-現(xiàn)金流敏感性依次遞增，結(jié)果見表5.

在表5中(a)～(d)的回歸結(jié)果中，固定資產(chǎn)相對(duì)風(fēng)險(xiǎn)大小riskk的系數(shù)均顯著為正，且融資約束程度最小的Q1組(回歸(a))中riskk的系數(shù)明顯小于Q2～Q4三組(回歸(b)、回歸(c)、回歸(d))的riskk的系數(shù).這與本文的理論模型推演相符：Q1組內(nèi)企業(yè)融資約束最小，ξ較大而x較小，固定資產(chǎn)相對(duì)風(fēng)險(xiǎn)大小對(duì)企業(yè)資產(chǎn)組合中金融資產(chǎn)的比例的影響較小.Q2、Q3、Q4三組內(nèi)riskk的系數(shù)差異不大，可能是因?yàn)榻M內(nèi)企業(yè)融資約束程度均較高.

表5 風(fēng)險(xiǎn)和調(diào)整后收益率對(duì)金融投資占比的影響： 按企業(yè)投資-現(xiàn)金流敏感性分組

(21)

表6 風(fēng)險(xiǎn)和調(diào)整后收益率對(duì)投資組合中金融投資占比的影響： 模型(21)估計(jì)結(jié)果

5 結(jié)束語(yǔ)

本文基于投資組合選擇框架，考慮企業(yè)資產(chǎn)規(guī)模和種類對(duì)融資約束程度的影響，構(gòu)建了有融資約束因素的投資組合選擇模型，用以刻畫融資約束下實(shí)體企業(yè)的金融和實(shí)業(yè)兩類投資的投資組合選擇決策.理論模型表明，實(shí)業(yè)投資的相對(duì)風(fēng)險(xiǎn)大小、調(diào)整后金融資產(chǎn)收益率與負(fù)債利息率之差、調(diào)整后固定資產(chǎn)收益率與負(fù)債利息率之差均影響融資約束企業(yè)的金融投資占比，前兩個(gè)因素表現(xiàn)為正向推動(dòng)，后一個(gè)因素表現(xiàn)為負(fù)向抑制，并且金融資產(chǎn)收益率與負(fù)債利息率之差的影響大于固定資產(chǎn)收益率與負(fù)債利息率之差的影響.

本文進(jìn)一步運(yùn)用中國(guó)非上市實(shí)體企業(yè)數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析，理論模型的結(jié)論得到了驗(yàn)證.其結(jié)果與已有文獻(xiàn)使用中國(guó)上市公司數(shù)據(jù)得到的結(jié)論不同(上市企業(yè)金融投資的顯著驅(qū)動(dòng)因素是風(fēng)險(xiǎn)而非收益率差)，從而為更全面理解中國(guó)實(shí)體企業(yè)的金融投資決策提供了互補(bǔ)性信息.本文實(shí)證結(jié)果中調(diào)整后固定資產(chǎn)收益率與負(fù)債利息率之差的系數(shù)數(shù)值比調(diào)整后固定資產(chǎn)收益率與負(fù)債利息率之差的系數(shù)的絕對(duì)值更大，這與本文的理論模型的推導(dǎo)結(jié)果相符.理論模型和實(shí)證結(jié)果均說明金融資產(chǎn)收益率的上升比固定資產(chǎn)收益率的下降更能夠推動(dòng)融資約束企業(yè)的金融化.基礎(chǔ)實(shí)證結(jié)果同時(shí)發(fā)現(xiàn)，更大的公司規(guī)模、更高的經(jīng)營(yíng)性現(xiàn)金流比率、更高的流動(dòng)負(fù)債比例和更低的主營(yíng)業(yè)務(wù)收入增長(zhǎng)，將驅(qū)使企業(yè)在資產(chǎn)組合選擇決策中更傾向于選擇金融投資占比更高的資產(chǎn)組合.

綜合理論和實(shí)證分析，發(fā)現(xiàn)融資約束對(duì)于實(shí)體企業(yè)投資組合決策的影響包括：固定資產(chǎn)的相對(duì)風(fēng)險(xiǎn)大小對(duì)融資約束程度較高的企業(yè)的金融投資影響比融資約束程度較低的企業(yè)影響更強(qiáng)；固定資產(chǎn)預(yù)期收益率與債務(wù)利息率之差不顯著影響融資約束程度較低的企業(yè)的金融資產(chǎn)占比，但會(huì)顯著負(fù)向影響融資約束程度較高的企業(yè)的金融資產(chǎn)占比；由于融資約束的存在，金融資產(chǎn)預(yù)期收益率的提高比固定資產(chǎn)預(yù)期收益率的降低更能明顯地驅(qū)動(dòng)企業(yè)金融資產(chǎn)占比的提升.金融資產(chǎn)和固定資產(chǎn)收益率變化對(duì)融資約束企業(yè)的金融資產(chǎn)配置的邊際影響程度有差異的這一現(xiàn)象，是本文中融資約束影響實(shí)體企業(yè)投資組合決策的重要結(jié)果，也是簡(jiǎn)單地整體考慮金融資產(chǎn)和固定資產(chǎn)收益率差值的文獻(xiàn)所忽略的現(xiàn)實(shí)情況.

本文對(duì)于理解中國(guó)融資約束下實(shí)體企業(yè)金融化問題的驅(qū)動(dòng)因素具有明確的啟示意義.金融資產(chǎn)預(yù)期收益率的上升比固定資產(chǎn)預(yù)期收益率相同幅度的下降更能驅(qū)動(dòng)融資約束實(shí)體企業(yè)微觀金融化的進(jìn)程.對(duì)于融資約束企業(yè)而言，因?yàn)榻鹑谫Y產(chǎn)能夠增加企業(yè)信貸資源的性質(zhì)，金融投資收益率的升高幅度不必要很大，就足以促使企業(yè)進(jìn)一步提高其金融化程度.這意味著引起金融資產(chǎn)收益率上升的泛金融業(yè)的金融化是融資約束下實(shí)體企業(yè)的過度微觀金融化的主要推動(dòng)力量之一，宏觀層面泛金融化浪潮使得微觀實(shí)體企業(yè)個(gè)體的理性抉擇匯聚成實(shí)業(yè)經(jīng)濟(jì)的金融化問題.