瞿 真

(中國人民大學(xué) 經(jīng)濟學(xué)院, 北京 100086)

一、問題的提出

隨著我國金融業(yè)的不斷發(fā)展與金融部門的不斷膨脹,非金融企業(yè)持有金融資產(chǎn)占比以及金融渠道收益占企業(yè)利潤總額的比例呈現(xiàn)出不斷提高的趨勢,尤其是近幾年,我國企業(yè)金融化程度的不斷提高以及實體經(jīng)濟脫實向虛現(xiàn)象引發(fā)了學(xué)界的廣泛關(guān)注。其中,金融化水平對企業(yè)固定資產(chǎn)投資的影響是議題之一。

在理論上,金融化水平對企業(yè)投資可能產(chǎn)生正向或負(fù)向兩種作用。根據(jù)預(yù)防性儲蓄理論,相比于固定資產(chǎn)、無形資產(chǎn)等長期資產(chǎn)具有期限長、變現(xiàn)能力差、不可逆性等特征而言,由于金融資產(chǎn)具有較強的變現(xiàn)能力、較低的調(diào)整成本,企業(yè)持有金融資產(chǎn)可以起到“蓄水池”作用,當(dāng)未來主業(yè)投資缺乏資金時,實體企業(yè)可以通過出售流動性較強的金融資產(chǎn)獲取資金,減少對外部融資的依賴,緩解投資不足問題[1]。而負(fù)面影響的主要理論依據(jù)是,金融資產(chǎn)配置的上升會對實業(yè)投資存在“擠出”效應(yīng):由于企業(yè)受到融資約束的限制,金融資產(chǎn)份額的增加必須以實業(yè)投資的下降為代價;同時,金融化程度的提高會使企業(yè)向金融市場支付的股息、利息在利潤中的占比提高,對投資具有擠出作用。

Orhangazi(2008)[2]、張成思等(2016)[3]、郭麗婷(2017)[4]、Tori等(2017)[5]利用非金融企業(yè)微觀數(shù)據(jù),通過實證分析驗證了金融化程度的增加會對企業(yè)投資產(chǎn)生負(fù)面影響。也就是說,個體企業(yè)層面上,金融化水平對企業(yè)投資的擠出作用占據(jù)主導(dǎo)地位。由此,許多學(xué)者認(rèn)為金融化水平的提高會導(dǎo)致中國非金融企業(yè)的實業(yè)投資率下降。

然而,個體企業(yè)層面上金融化水平對企業(yè)投資的負(fù)向影響在宏觀層面上并不一定同樣成立,主要原因有二:其一,企業(yè)存在異質(zhì)性,變量之間在微觀層面顯著的關(guān)系在加總之后不一定依然成立;其二,企業(yè)獲取金融資產(chǎn)僅僅意味著金融資產(chǎn)的轉(zhuǎn)移,并不一定會減少總投資。即使購買金融資產(chǎn)的企業(yè)將原本用來投資的資金用于購買金融資產(chǎn),銷售金融資產(chǎn)的企業(yè)完全可能將得到的收入進行投資,這樣一來,宏觀層面上的總投資并不會減少[6]。

出于以上考慮,若僅從微觀實證角度驗證個體企業(yè)金融化程度對投資的負(fù)向作用,并不能直接推出總體金融化水平的提高會使所有企業(yè)的總投資率降低這一結(jié)論,也就無法考察企業(yè)金融化這一宏觀現(xiàn)象對投資的總體影響,并得出有針對性的政策建議。由于全社會企業(yè)的金融化水平難以衡量,本文對上市公司數(shù)據(jù)進行加總,構(gòu)建整體金融化指標(biāo)與整體投資率,并利用向量自回歸模型分析在上市公司這一樣本內(nèi)金融化水平對加總后企業(yè)的投資率的影響。

二、非金融企業(yè)總體金融化水平的度量

在實證文獻中,考察企業(yè)金融化水平的指標(biāo)主要有三種。Orhangazi(2008)[2]、Tori等(2017)[5]將金融渠道利潤占固定資產(chǎn)凈值的比例作為解釋變量加入投資率的回歸模型中;Demir(2009)[7]、謝家智等(2014)[8]、郭麗婷(2017)[4]、宋建波等(2019)[9]和杜勇等(2017)[1]以企業(yè)持有的金融資產(chǎn)占總資產(chǎn)的比例表示金融化水平;張成思等(2016)[3]、劉貫春(2017)[10]則從利潤份額入手,通過計算企業(yè)金融渠道獲利的占比來衡量企業(yè)的金融化水平。在廣義口徑下,這種從利潤角度計算的金融化程度指非金融企業(yè)的投資收益、公允價值變動損益以及其他綜合收益等金融渠道獲利加總占營業(yè)利潤的比例;在狹義口徑下,則是指非金融企業(yè)的投資收益、公允價值變動損益、凈匯兌收益扣除對聯(lián)營和合營企業(yè)的投資收益占營業(yè)利潤的比例。

筆者認(rèn)為,利潤角度的金融化程度衡量的是金融活動所帶來的利潤與企業(yè)當(dāng)期營業(yè)利潤的相對大小,能夠反映出在特定時間段中金融活動對于企業(yè)整體業(yè)務(wù)的相對重要性,與本文想要研究的投資問題較為契合;而金融資產(chǎn)占總資產(chǎn)的比例是存量概念,且波動性相對較小,不適合作為影響投資決策的指標(biāo),因而從利潤角度考察企業(yè)的金融化水平更為合適。由于對于非金融、非房地產(chǎn)行業(yè)上市公司,聯(lián)營和合營企業(yè)往往與公司從屬于同一行業(yè),若將對聯(lián)營和合營企業(yè)的投資收益記入金融渠道收益,很可能會高估金融化水平。因此,本文采用狹義口徑的金融渠道獲利從利潤角度考察非金融企業(yè)的金融化水平。

為了衡量上市公司金融資產(chǎn)占比和金融化水平的總體程度,需要對單個公司的金融化程度和金融資產(chǎn)占比指標(biāo)進行平均處理。以往研究針對總體金融化水平的計算方式為:用符合條件的上市公司的金融渠道獲利之和除以營業(yè)利潤之和,認(rèn)為當(dāng)金融渠道收益或營業(yè)利潤出現(xiàn)負(fù)值時,算術(shù)平均和加權(quán)平均都會導(dǎo)致計算出的金融化水平失真,而這種整體平均的計算方法可以避免上述問題,能夠從整體反映金融化水平。事實上,這種計算方法同樣是一種以營業(yè)利潤為權(quán)重的加權(quán)平均方法,當(dāng)營業(yè)利潤為負(fù)時,相當(dāng)于為單個公司的金融化水平加以負(fù)的權(quán)重,如式(1)所示:

圖1顯示的是2007—2018年中國非金融、非房地產(chǎn)部門上市公司的總體金融化水平,數(shù)據(jù)來源為國泰安數(shù)據(jù)庫。其中廣義、狹義金融化水平均由式(1)計算得出。

圖1 廣義、狹義總體金融化水平

雖然這一指標(biāo)可以在一定程度上反映出金融活動在公司經(jīng)營活動中的相對重要程度,但仍存在兩方面不足:其一是當(dāng)上市公司營業(yè)利潤為負(fù)時會高估金融化水平;其二是該指標(biāo)更傾向于描述上市公司在金融渠道的盈利能力而不是其相對金融化程度,容易受到金融市場波動的影響。以下分別進行闡述。

雖然單個上市公司金融渠道獲利和營業(yè)利潤均可能為負(fù)值,但我們利用數(shù)據(jù)集計算得出,樣本各時間點上上市公司的金融渠道獲利之和以及營業(yè)利潤之和均為正數(shù)。因此,可以通過討論單個公司對總體指標(biāo)分子、分母的影響,分析該公司對上述總體金融化水平的邊際影響,進而考察金融化程度指標(biāo)的合理性。

一方面,當(dāng)某公司營業(yè)利潤較高而金融渠道獲利接近零時,加入該公司會顯著降低總體金融化水平,符合我們對金融化水平的一般認(rèn)識;然而,當(dāng)公司營業(yè)利潤為較為極端的負(fù)值時,即使金融渠道獲利接近零,也會通過減小分母而顯著增加總體金融化水平。因此,當(dāng)較多上市公司受宏觀經(jīng)濟因素影響而導(dǎo)致營業(yè)利潤為負(fù)時,上述指標(biāo)會明顯高估金融化水平。

另一方面,同樣考慮單個公司對總體指標(biāo)的邊際影響,如果控制某個公司營業(yè)利潤不變,總體金融化指標(biāo)為該公司金融渠道獲利的單調(diào)減函數(shù)。即當(dāng)公司在金融渠道虧損越嚴(yán)重,所計算出的金融化水平越低。如果把金融化程度理解成金融投資盈虧在公司營業(yè)利潤中的重要程度,這種在金融市場虧損越多,金融化程度越低的現(xiàn)象顯然是不合理的。當(dāng)金融市場波動造成許多上市公司金融渠道獲利為負(fù)時,這種計算方式會導(dǎo)致金融化水平被低估。

因此,筆者認(rèn)為可以采用一種新的衡量總體金融化水平的指標(biāo),即利用上市公司金融渠道獲利與非金融渠道獲利的絕對值之和的比例來衡量金融化水平,其計算公式為

這種方式計算出的金融化水平指標(biāo)衡量的是上市公司金融渠道獲利與非金融渠道獲利的相對大小,并用公司非金融渠道獲利的絕對值大小進行加權(quán)。之所以分母采用非金融渠道獲利而不是營業(yè)利潤的絕對值,是基于以下考慮:若金融渠道獲利占據(jù)了公司營業(yè)利潤的一大部分,例如金融渠道獲利(或虧損)5萬元,營業(yè)利潤為10萬元,若直接對二者比例進行絕對值處理,則金融渠道盈利或虧損不會影響金融化水平,計算結(jié)果均為50%;而采用金融渠道獲利與非金融渠道獲利的絕對值之比可以較為準(zhǔn)確地衡量公司兩種渠道的利潤的絕對值相對大小,上例計算出的金融化水平分別為100%與33%。

圖2對比了原有的總體金融化水平指標(biāo)和我們提出的絕對值金融化水平指標(biāo),可以發(fā)現(xiàn)新指標(biāo)較好地克服了上文提出的兩個問題。新指標(biāo)相對于原有指標(biāo)波動幅度較小,在一定程度上去除了宏觀經(jīng)濟波動以及金融市場波動對金融化水平指標(biāo)造成的影響。

為了更好地識別兩種指標(biāo)產(chǎn)生差異的原因,我們首先觀察非金融及房地產(chǎn)行業(yè)中,各時間點金融渠道收益為負(fù)的公司占比與金融化水平指標(biāo)之間的關(guān)系。圖3顯示,原指標(biāo)與該比例之間存在明顯的負(fù)相關(guān)關(guān)系,且原指標(biāo)顯著低于新指標(biāo)的情況均出現(xiàn)在大量公司金融渠道收益為負(fù)的時間點(圖3中虛線部分),在一定程度上證實了上文提出的,當(dāng)金融收益顯著為負(fù)時,金融化水平被低估的假設(shè)。

圖2 金融化水平原指標(biāo)與新指標(biāo)對比

圖3 金融化水平原指標(biāo)與新指標(biāo)對比

接下來考察制造業(yè)上市公司中,營業(yè)利潤為負(fù)的公司占比與金融化水平指標(biāo)之間的關(guān)系。觀察圖4可以發(fā)現(xiàn),當(dāng)制造業(yè)行業(yè)中營業(yè)利潤為負(fù)的上市公司占比超過20%時,原有的廣義金融化水平指標(biāo)顯著高于本文提出的新指標(biāo)(圖4中虛線部分),在一定程度上驗證了前文提出的,當(dāng)較多上市公司受宏觀經(jīng)濟因素影響而導(dǎo)致營業(yè)利潤為負(fù)時,原指標(biāo)會高估金融化水平的假設(shè)。

圖4 制造業(yè)公司金融化水平原指標(biāo)與新指標(biāo)對比

三、非金融企業(yè)總體金融化水平與投資比例關(guān)系的實證檢驗

1. 變量設(shè)定與數(shù)據(jù)來源

為了更好地識別企業(yè)金融化水平與投資比例的長期關(guān)系,同時考慮到2007年新會計準(zhǔn)則對于企業(yè)財務(wù)數(shù)據(jù)的影響,本文采用了2008年6月至2018年6月中國非金融、非房地產(chǎn)行業(yè)上市公司的季度數(shù)據(jù),數(shù)據(jù)來源為國泰安數(shù)據(jù)庫,變量定義如下。

① 投資比例(Invest):利用上市公司季度報表中固定資產(chǎn)與在建工程之和的變化量計算企業(yè)上一季度內(nèi)的固定資產(chǎn)投資,然后用所有符合條件的上市公司上一季度內(nèi)固定資產(chǎn)投資的總和與上述企業(yè)資產(chǎn)的總和之比計算出按企業(yè)資產(chǎn)加權(quán)的季度平均投資比例。

② 金融化水平(FinInc Abs):利用上文所述方法計算得出絕對值金融化水平。

③ 托賓Q值(TBQ):由上市公司總市值與總資產(chǎn)之比計算得出按總資產(chǎn)加權(quán)的平均托賓Q值。

④ 貨幣供給(LM2):由貨幣供給M2取對數(shù)后得到,數(shù)據(jù)來源為中經(jīng)網(wǎng)數(shù)據(jù)庫。

為了剔除季節(jié)性因素的影響,以上變量均利用X13方法進行了季節(jié)性調(diào)整,圖5為經(jīng)季節(jié)性調(diào)整后的數(shù)據(jù)。

2. 模型構(gòu)建與實證檢驗

(1) 單位根檢驗

為了驗證變量的平穩(wěn)性,首先對變量進行ADF單位根檢驗。從表1的結(jié)果可以看出,金融化水平、托賓Q值均僅有一個單位根,這說明它們都是一階單整過程;而投資比例和取對數(shù)差分過的貨幣供給都不存在單位根。因此,可以將金融化水平和托賓Q值進行一階差分后,與投資比例和貨幣供給一同構(gòu)建結(jié)構(gòu)向量自回歸模型(SVAR)進行分析估計。

表1 單位根檢驗過程

圖5 季節(jié)調(diào)整后的時間序列數(shù)據(jù)

(2) 非金融企業(yè)投資比例的結(jié)構(gòu)向量自回歸模型

為驗證非金融企業(yè)的總體投資水平與總體金融化水平之間的動態(tài)關(guān)系,參考丁守海(2006)[11]構(gòu)建結(jié)構(gòu)向量自回歸模型(SVAR)進行實證檢驗,以投資比例、金融化水平、托賓Q值和貨幣供給為內(nèi)生變量構(gòu)建模型。根據(jù)AIC準(zhǔn)則,使用四階VAR模型。模型逆根都在單位圓內(nèi),說明模型穩(wěn)定。模型系數(shù)估計結(jié)果顯示,金融化程度指標(biāo)及其滯后項的系數(shù)均不顯著。同時,格蘭杰檢驗表明金融化程度的變化不是企業(yè)總體投資水平的格蘭杰原因,說明總體金融化程度對于預(yù)測企業(yè)未來總體投資水平并沒有顯著作用。

為了捕捉模型系統(tǒng)內(nèi)變量間即時的結(jié)構(gòu)性關(guān)系,需要對4個變量之間的當(dāng)期影響施加6個約束條件。根據(jù)變量的經(jīng)濟學(xué)含義,本文中約束設(shè)定如下:由于投資過程從決策到體現(xiàn)在企業(yè)資產(chǎn)負(fù)債表上的過程存在一定時滯,因此投資比例當(dāng)期內(nèi)不受到金融化水平、托賓Q值與貨幣供給的影響;同樣,貨幣政策對宏觀經(jīng)濟的調(diào)控需要一定反應(yīng)時間,因此貨幣供給當(dāng)期不受到托賓Q值與企業(yè)金融化水平的影響;最后,企業(yè)金融化水平當(dāng)期內(nèi)不受到托賓Q值的影響。

圖6顯示的是利用所有非金融、非房地產(chǎn)行業(yè)上市公司數(shù)據(jù)得到的脈沖響應(yīng)結(jié)果。結(jié)果顯示,宏觀金融化程度的變化對上市公司總體固定資產(chǎn)投資水平的影響并不顯著,脈沖響應(yīng)結(jié)果甚至表明金融化程度的提高可能會對投資產(chǎn)生正面影響。這與以往實證文獻中金融化程度的增加會對企業(yè)投資產(chǎn)生負(fù)面影響的結(jié)論并不相符,單個公司金融化水平對企業(yè)固定資產(chǎn)投資的負(fù)面影響在對企業(yè)活動進行加總后可能不再顯著。

圖6 所有非金融、非房地產(chǎn)行業(yè)上市公司的脈沖響應(yīng)結(jié)果

以往研究表明,在企業(yè)的投資決策中,現(xiàn)金流充裕程度即企業(yè)面臨的融資約束起關(guān)鍵作用[12-14]。因此當(dāng)企業(yè)自有資金和通過其他渠道融資得到的可用資金總額受到限制時,購買金融資產(chǎn)的行為可能導(dǎo)致企業(yè)投資行為減少。然而,受到企業(yè)異質(zhì)性影響,不同企業(yè)所面臨的融資約束并不相同。相比大型企業(yè),小型企業(yè)所面臨的融資約束更強。因此,金融化水平的提高可能會對小型企業(yè)的固定資產(chǎn)投資起到更強的擠出作用;而由于大企業(yè)更易從銀行獲得融資,融資約束較弱,金融化水平的提高對其主營業(yè)務(wù)投資的擠出效應(yīng)并不強,甚至可能起到蓄水池作用,對投資產(chǎn)生正面影響。

為了驗證以上假設(shè),可以根據(jù)融資約束情況將企業(yè)分類,分別構(gòu)建模型進行分析。若假設(shè)為真,則金融化水平會對融資約束較強的公司總體投資產(chǎn)生較強的負(fù)面影響,而對融資約束較弱的上市公司的投資負(fù)面影響較小,甚至表現(xiàn)為正面影響。潛力等(2016)[15]采用隨機前沿分析方法研究公司規(guī)模對于其融資約束的影響,發(fā)現(xiàn)公司規(guī)模是影響其融資約束的重要因素,其中中小板上市公司所受融資約束明顯大于上證50板塊公司。因此,我們利用中小板上市公司與深市A股上市公司中的非金融企業(yè)作為樣本,沿用上文方法分別構(gòu)建結(jié)構(gòu)向量自回歸模型進行分析。

(3) 中小板上市公司與深證A股上市公司投資比例的結(jié)構(gòu)向量自回歸模型

利用中小板上市公司與深證A股上市公司分別構(gòu)建結(jié)構(gòu)向量自回歸模型。首先根據(jù)變量定義分別計算出兩個子樣本內(nèi)部公司的總體金融化水平、投資比例以及托賓Q值。單位根檢驗表明原變量與差分處理過后的變量的平穩(wěn)性與所有上市公司樣本中得出的結(jié)果一致。根據(jù)AIC信息準(zhǔn)則,中小板上市公司應(yīng)使用四階VAR模型,但模型的逆根在單位圓之外,VAR模型不穩(wěn)定。因此按AIC準(zhǔn)則順序采用二階VAR模型(筆者也嘗試了一階VAR模型,脈沖響應(yīng)分析結(jié)果相似)。深證A股上市公司根據(jù)AIC準(zhǔn)則使用四階VAR模型,模型穩(wěn)定。

依照上文對變量之間當(dāng)期關(guān)系施加的約束,構(gòu)建結(jié)構(gòu)向量自回歸模型進行對比。圖7中的脈沖響應(yīng)結(jié)果表明金融化水平對規(guī)模較小、融資約束較強的中小板上市公司的投資具有顯著的抑制作用;而對規(guī)模較大、融資約束較弱的深證A股上市公司的投資作用并不顯著,甚至可能存在正向作用,這與本文假設(shè)所預(yù)期的結(jié)果一致。同時,格蘭杰檢驗也表明,在中小板上市公司樣本中,金融化程度的變化是企業(yè)總體投資水平的格蘭杰原因;而在深證A股上市公司樣本中,金融化程度的變化則不是企業(yè)總體投資水平的格蘭杰原因,說明金融化水平這一變量在中小板上市公司這一樣本中對企業(yè)未來的投資比例具有更強的解釋作用。

圖7 中小板與深證A股非金融、非房地產(chǎn)行業(yè)上市公司的脈沖響應(yīng)結(jié)果

四、結(jié) 論

實證結(jié)果顯示,在全體非金融行業(yè)上市公司中,總體金融化水平對企業(yè)總體投資比例的影響并不顯著。這與以往實證文獻中從微觀角度證實的,金融化程度的增加會對企業(yè)投資產(chǎn)生負(fù)面影響這一結(jié)論并不相符,說明單個公司金融化水平對企業(yè)固定資產(chǎn)投資的負(fù)面影響在對企業(yè)活動進行加總后可能不再顯著。使用中小板公司與深證A股公司數(shù)據(jù)分別構(gòu)建的模型結(jié)果顯示,對于規(guī)模較小、融資約束較強的上市公司,金融化水平的提高會對企業(yè)的固定資產(chǎn)投資起到顯著的擠出作用;而對于規(guī)模較大、融資約束較弱的深證A股上市公司,金融化水平對固定資產(chǎn)投資的擠出效應(yīng)并不顯著。由于小型企業(yè)所面臨的融資約束更強,金融化水平的提高對小型企業(yè)的固定資產(chǎn)投資起到了更強的擠出作用;而由于大企業(yè)更易從銀行獲得融資,融資約束較弱,金融化水平的提高對其主營業(yè)務(wù)投資的擠出效應(yīng)并不顯著。